Korean Journal of Health Education and Promotion
[ Original Article ]
Korean Journal of Health Education and Promotion - Vol. 38, No. 5, pp.45-56
ISSN: 1229-4128 (Print) 2635-5302 (Online)
Print publication date 31 Dec 2021
Received 02 May 2021 Revised 19 Dec 2021 Accepted 23 Dec 2021
DOI: https://doi.org/10.14367/kjhep.2021.38.5.45

청년층의 사회경제적 박탈 경험이 우울의 변화유형에 미치는 영향: 7가지 박탈 영역을 중심으로

이수비* ; 최윤주**, ; 이현옥***
*전북대학교 사회복지학과 BK21(FOUR) 박사후연구원
**중앙대학교 의과대학 예방의학교실 연구원
***국민건강보험공단 건강보험연구원 부연구위원
Influence of socio-economic deprivation on the change patterns of depression in young adults: Focusing on seven areas of deprivation
Soo-Bi Lee* ; Yoonjoo Choi**, ; Hyunok Lee***
*PostDoctor, Department of Social Welfare (BK21 FOUR), Jeonbuk National University
**Researcher, Department of Preventive Medicine, College of Medicine, Chung-Ang University
***Associate Research Fellow, National Health Insurance Research Institute

Correspondence to: Yoonjoo ChoiDepartment of Preventive Medicine, College of Medicine, Chung-Ang University, 84 Heukseok-ro, Dongjak-gu, Seoul, 06974, Republic of Korea주소: (06974) 동작구 흑석로 84 중앙대학교 의과대학 예방의학교실Tel: +82-2-820-5665, Fax: +82-2-815-9509, E-mail: luvya2054@naver.com

Abstract

Objectives

This study aimed to examine the effects of socioeconomic deprivation on the longitudinal change patterns of depression in young adults.

Methods

Latent class growth analysis and logistic regression analysis were conducted to analyze the data of 2,032 individuals aged between 20 and 39 collected by the Korea Welfare Panel from 2013 to 2018.

Results

The following results were obtained. First, the change patterns of depression of young adults were showed into two patterns. According to the characteristics of change patterns, they were classified into ‘Normal general group’, ‘Serious depression-increasing group’. Second, in the results of examining the areas of socio-economic deprivation having effects on the classified change patterns of depression of young adults: The levels of experience of ‘housing deprivation’, ‘jobㆍeconomic deprivation’, and ‘healthㆍmedical deprivation’ increased the likelihood of belonging to the ‘Serious depression-increasing group’ compared to the ‘Normal general group’.

Conclusion

The results of this study provide the basis for formulating different intervention strategies depending on the change patterns of depression in young adults. In addition, it is necessary to develop and provide welfare services considering the vulnerable deprivation areas affecting the young adults.

Keywords:

young adult, depression, change patterns, socio-economic deprivation, latent growth class analysis

Ⅰ. 서론

‘봄철과 같이 한창 젊고 건강한 시절’을 뜻하는 ‘청춘(靑春)’이라 불리는 청년기는 미래 진로를 위한 학업적, 직업적 성취와 원가족으로부터 독립 그리고 결혼을 통한 새 가족 형성 등의 생애과업을 수행하는 시기이다(Erikson, 1982). 이러한 성숙한 성인기 이행을 위해 중요한 시기인 청년층의 정신건강이 최근 사회적 문제로 대두되고 있다. 이를 실증하는 실태로 우리나라 자살률이 지난해 감소했지만, 청년층의 자살률은 증가하였다(Statistics Korea, 2021). 또한 최근 5년 동안 공황장애ㆍ불안장애ㆍ우울증 등 심리 불안 증상으로 진료받은 환자 증가율이 모두 20대에서 1위로 나타났으며(Kwak, 2019), 다수의 실태조사에서 다른 연령대보다 청년들의 우울이 심각하다고 보고되었다(NHRC, 2019; Economic, Social & Labor Council, 2020).

우울은 전 세계질병부담의 주요 원인이며, 특히 자살과 알코올중독 등 다양한 정신건강과 밀접한 요인이자 정신건강의 대표적인 지표이다(Kessler, Chiu, Demler, & Walters, 2005; Hawton, Comabella, Haw, & Saunders, 2013; Gwon & Choi, 2019). 우울의 원인은 생물학적, 심리적, 신체적, 사회적 원인 등 다양하다. 하지만 여러 연구와 학자들에 의해 우울은 단순히 정신건강의 문제를 넘어 사회적 차원의 주요 단면들과 관련 있는 사회적 현상으로 볼 필요성이 제기되면서(Kuruvilla & Jacob, 2007; Lee & Im, 2014), 경제적인 소득, 주거, 물리적 환경, 교육, 식이, 사회적 관계, 의료접근성 등 다차원적인 사회적 결정요인이 주목받고 있다(Whitehead & Dahlgren, 1991). 실제 여러 연구를 통해 우울은 열악한 주거, 빈약한 정보, 낮은 생활 수준에 직접적인 영향을 받기도 하며, 혹은 기회를 박탈당하는 등의 상황은 스트레스의 원인으로 작용하여 궁극적으로 우울을 초래한다고 보고된 바 있다(Ritscher, Warner, Johnson, & Dohrenwend, 2001; Wilkinson & Pickett, 2007).

이를 고려하면 청년층의 우울을 청년이 실제 삶을 수행하는 데 필요한 다차원적인 생활영역의 자원 결핍과 청년층이 놓인 사회구조적 문제를 함께 고려하여 살펴볼 필요가 있을 것이다. 한국 사회는 1997년 외환위기 이후 장기불황과 불평등 심화로 인해 청년층은 과거의 청년층보다 학력 수준도 높지만, 개인의 노력과 상관없이 높은 실업률, 낮은 임금, 비정규직 등을 경험하고 있다. 또한, 학자금 대출로 인한 부채, 계속 오르는 주택가격으로 인한 불안정한 주거 문제와 이로 인한 결혼과 출산 이행의 불안한 환경에 놓여 있다(Kim & Choi, 2017). 이는 청년들이 청년기의 자명했던 ‘취직-결혼-출산’의 생애과업 이행으로부터 탈표준화(de-standardized) 됨과(Brückner & Mayer, 2015) 동시에 청년층 자신이 처한 사회경제적 상황으로 자신의 계층을 구분 지으며, 자괴감과 무력감을 유발하고 박탈감을 느끼도록 한다(Bahk, 2017; Boserup, Kopczuk & Kreiner, 2018; Cho, Lim, & Kim, 2018; Kim, Heo, & Chang, 2018). 특히 타인과의 비교, 사회적 지지의 결핍, 삶에 대한 통제감 결여를 내포한 상대적 박탈감은 스트레스에서 중요한 역할을 차지하는데, 이는 궁극적으로 정신적인 고통, 즉 우울로 이어질 수 있음을 시사한다(Wilkinson & Pickett, 2007; Elliott, 2016). 이러한 측면에서 인간의 삶에서 비자발적으로 경험하는 다차원적인 결핍을 포괄하는 다양한 ‘박탈(deprivation)’ 영역과 우울의 관련성을 살펴볼 필요가 있다.

박탈은 타운젠트(Townsend, 1979)가 빈곤을 ‘자원의 결핍에서 기인하는 일상적인 생활양식, 관습과 활동으로부터의 배제(Calandrino, 2003)’로 정의할 때, 소득 기준으로 한 빈곤 개념은 실제 삶의 양식에서의 결핍을 계측하는데 불완전하다는 문제의식 아래 개발한 지표이다(Yeo, 2020a; Yeo 2020b). 이 지표는 개인이 속한 국가, 사회문화적인 요인이 반영되며(Heo, Cho, & Kwon, 2010) 식품, 의복, 주거시설, 노동조건, 건강, 교육, 환경, 사회관계 등 하위차원 혹은 요인으로 구분하여 활용할 수 있다(Townsend, 1979; Yeo, 2020a). 따라서 박탈은 단편적인 소득 중심의 사회경제적 지위와 같은 지표보다 다차원적이고 실질적인 결핍 경험으로부터 겪는 사회경제적 어려움을 이해할 수 있다(Kim, You, & Song, 2015). 또한 개인의 소득과 무관하게 누구나 박탈을 경험할 수 있으며, 이때 경험하는 박탈의 영역이 같지 않다는 점에서 박탈 지표는 주거, 교육, 근로, 의료 등 다양한 생활영역에서의 결핍 경험 그 자체를 반영할 수 있어 유용하다(Atkinson, 2003; Moisio, 2004). 이는 기존 우울의 사회적 결정요인으로 주로 살펴본 빈곤 여부, 소득수준, 직업 수준 등 사회경제적 지위 즉, 소득 중심의 지표로부터 탈피하여, 그 사회에서 건강하고 문화적인 생활을 영위하는 데 필요한 고용, 직업, 교육, 여가생활, 가족활동, 사회활동, 사회관계 등 최소한의 물리적, 사회적 자원과 활동에서 결핍이 실질적으로 일어났는지를 가늠하여 청년층의 우울을 살펴볼 당위성을 제공한다.

이러한 측면에서 일부 박탈과 우울 간의 관계를 살펴본 연구가 수행되어 박탈 경험이 우울의 예측요인으로 입증된 바 있다(Kim, J. et al., 2015; Yum & Moon, 2017; Im & Park, 2018). 이들 연구는 박탈 영역이 가지는 강점인 박탈 영역을 세분화하지 않고, 총체적 점수를 활용하여 어떠한 박탈 영역이 실제 우울에 영향을 미쳤는지 확인하기 어려움을 가진다. 또한 대다수가 단면연구로 수행되어 우울의 변화와 대상자 내 이질적인 변화양상을 파악하는 데 한계가 있다. 연구 대상층은 주로 중ㆍ장년층(Yum & Moon, 2017; Im & Park, 2018; Ko, Jeong, & Shin, 2018), 노인(Seo, 2015; Kim, T. et al., 2015) 혹은 전체 성인(Kim, J. et al., 2015; Son, 2018)으로 수행되어 청년층을 살펴본 연구는 매우 드물다. 이러한 측면에서 일부 학자들이 경제적 어려움과 관련된 우울은 생애주기에 따라 다르다는 것을 고려했을 때(Mirowsky & Ross, 2001; Levecque, Van Rossem, De Boyser, Van de Velde, & Bracke; 2011; Elliott, 2016; Yeo, 2020a), 청년층 대상으로 청년의 우울 변화에 영향을 미치는 실질적인 생활영역의 결핍을 살펴보는 것은 중요할 것이다.

따라서 앞서 고찰한 선행연구의 한계점과 논의를 종합하여 본 연구는 청년층이 경험하는 다차원적인 사회경제적 영역별 박탈 경험이 우울의 종단적 변화유형에 어떠한 영향을 미치는지 규명하고자 한다. 이를 위해 국내 사회경제적 박탈 관련 선행연구(Lee & Cho, 2009; Heo et al., 2010; Lee & Im, 2014)를 검토하여 다차원적으로 박탈 영역을 식생활 박탈, 주거 박탈, 교육 박탈, 직업경제적 박탈, 사회보장 박탈, 보건의료 박탈, 사회적 박탈의 7가지 영역으로 구분하여, 각 영역별 결핍 경험 정도가 우울의 종단적 변화유형에 어떠한 영향을 미치는지 확인할 것이다. 궁극적으로 규명한 결과에 근거하여 청년층 우울을 감소하기 위한 건강증진 방안을 제시하고자 한다.


Ⅱ. 연구방법

1. 연구설계 및 분석자료

1) 연구설계

본 연구는 청년층이 경험하는 사회경제적 박탈의 영역 중 어떠한 영역이 우울의 변화양상에 영향을 미치는지 규명하는 것을 목적으로 둔다. 또한 2012~2018년 한국복지패널 조사를 종단적으로 분석한 이차자료연구이다.

2) 연구문제

연구문제는 다음과 같다. 첫째, 시간이 경과함에 따라 청년층의 우울 변화유형은 어떻게 나타나는가? 둘째, 청년층의 사회경제적 영역별 박탈 경험이 우울의 변화유형에 어떠한 영향을 미치는가?

2. 분석자료

본 연구는 2012년(기준연도)부터 2018년까지의 7개년도 한국복지패널을 활용하였다. 한국복지패널은 국내에서 큰 규모의 패널조사로 전국적인 대표성을 가지고 있으며, 동태적이고 다학제적 연구를 수행할 때 유용하다. 본 연구에서는 분석단위를 가구원 개인으로 하여 20-39세 이하의 청년층 대상 2,032명을 분석하였다(IRB 승인번호: 일반 18-014-00).

3. 변수선정의 이론적 근거

1) 우울(The Center for Epidemiological Studies Depression Scale; CESD-11)

우울은 CES-D 척도를 활용하였다. CES-D 척도는 개인의 지난 1주일간 심리적 태도와 행태를 자가 보고식으로 측정하는 지표로, 총 11개 문항이 4점 리커트 척도로 측정한다(Radloff, 1977). 이 척도는 절단점(cut-off) 기준으로 16점 미만일 경우는 정상군, 16점 이상일 경우 우울증을 의심할 수 있다(Kohout et al., 1993). 하지만 일반적으로 연속형 변수로 처리하며, 단순 합산 점수가 높을수록 우울 수준이 높은 것을 의미한다(Ha, Sim, Kim, & Park, 2020). 따라서 본 연구에서는 단순 합산 점수 총점 그 자체를 연속변수로 활용하였다. 문항의 내적 신뢰도(Cronbach alpha)는 .888로 높게 나타났다.

2) 사회경제적 박탈: 영역별 박탈 경험 정도

본 연구에서 활용한 사회경제적 박탈 영역은 분석 기준연도 기준으로 국내 박탈 연구에서 활용한 식생활, 주거, 교육, 직업경제, 사회보장, 보건의료, 사회적 박탈 7개 영역을 구성하였다(Heo et al., 2010). 각 박탈 영역의 세부문항은 식생활 박탈 6문항(경제적 어려움으로 식사를 못 하거나 줄인 경험, 배고픈데 먹지 못한 경험 등), 주거 박탈 10문항(주거환경, 자연재해로부터 안전 여부, 집세 밀리거나 내지 못한 경험, 지하/옥탑 거주 여부, 가구원 대비 방 개수 충족여부, 최소 주거면적, 필수적 설비기준 충족 여부 등) 교육 박탈 2문항(자녀 공교육비 한 달 이상 못 준 경험, 생계 곤란으로 학업중단 여부), 직업ㆍ경제적 박탈 4문항(총생활비가 최저생계비 이하인 경우, 정규직 여부, 실업 여부, 유해환경 일한 경험), 사회보장 박탈 5문항(경제적 이유로 국민연금, 건강보험 미납 경험, 산재보험 가입 여부, 고용보험 가입 여부, 퇴직금 적용 여부 등) 사회적 박탈 4문항(가족관계만족여부, 사회적친분만족여부, 경제적 어려움 시 도움을 받지 못한 경험과 관련하여 본인 혹은 가구원 중 신용불량자 된 경험, 공과금 미납으로 전기ㆍ통신ㆍ수도 끊긴 경험 등), 건강ㆍ의료박탈 3문항(돈이 없어 본인 혹은 가족이 치료를 받지 못한 경험, 만성질환 유무, 건강만족도 등)으로 구성하여, 각 문항에 대한 경험 여부(있음=1, 없음=0)로 측정하였다. 각 박탈 영역별 Cronbach's alpha 값은 식생활 .612, 주거 .617, 교육 .086, 직업경제 .203, 사회보장 .874, 보건의료 .036, 사회적 박탈 .345로 나타났다. 본 측정변수의 특성상 동일 박탈 영역을 구성하는 문항이지만 문항 간 서로 독립적인 성격의 문항일 경우 모든 응답자의 경험(응답) 차이가 있을 수 있어, 내적 신뢰도가 낮게 나타날 수 있다. 예컨대, 내용 측면에서 교육 박탈과 관련된 문항이지만 자녀의 공교육비를 한 달 이상 못 준 경험이 있더라도 생계 곤란으로 개인의 학업 중단을 한 경험은 별개의 독립적인 내용으로 볼 수 있어 내적 일치도가 낮을 수 있다. 다만, 내적 신뢰도는 구성 문항 간 균질성 혹은 단일차원을 측정하기 위한 필요조건이지만 충분조건은 아니다(Cortina, 1993; Green et al., 1977; Tavakol & Dennick, 2011). 이러한 측면에서 본 연구에서 활용한 박탈 영역 중 일부 영역은 측정 문항이 단일차원이 아니며 문항 수가 적어 Cronbach's alpha 값이 낮게 평가됨을 고려할 필요가 있다. 최종적으로 박탈 영역별 합산 값을 서열지표처럼 사용하였으며, 각 박탈 영역의 총합이 높을수록 해당 영역의 박탈 경험이 많은 것을 의미한다.

3) 인구사회학적 변인

본 연구에서 인구사회학적 변수는 성별, 교육수준(고졸 이하, 고졸, 대졸 이상), 결혼상태(결혼, 미혼, 사별/이혼/별거), 종교 유무, 거주지역(수도권, 비수도권), 빈곤 여부(중위 균등화 소득의 60%를 기준으로 비빈곤 1, 저소득층 0) 구분하여 더미 변수화하여 활용하였다.

4. 분석방법

본 연구에서는 STATA 16..0을 활용하여 다음과 같이 분석을 수행하였다. 첫째, 분석대상자의 인구사회학적 특성을 살펴보기 위해 빈도 및 기술통계를 실시하였다. 둘째, 시간이 경과하면서 청년층의 우울 변화유형이 어떻게 분류되는지 잠재계층성장분석(Latent Class Growth Analysis)을 수행하였다. 기존의 종단연구에서 많이 수행되는 잠재성장모형(Latent Growth modelling)의 경우 조사대상자 전체에 대한 하나의 발달궤적을 가정하여 대상자 내에서 서로 다른 변화양상을 파악하기 어려움을 가진다. 반면 잠재계층성장분석은 동일한 특성을 보이는 집단 내에 존재하는 잠재유형 즉, 서로 다른 변화궤적 유형(different latent trajectory classes)을 분류하는데 유용한 방법이다(Jung & Wickrama, 2008; Andruff, Carraro, Thompson, Gaudreau, & Louvet, 2009). 이 방법은 잠재집단(latent class) 분류모형과 모형 추정식을 통해 대상자 내 서로 다른 변화유형인 잠재집단의 최적의 수를 결정한다. 이는 일반적으로 적합도 지수 AIC(Akaike's Information Criterion)와 BIC(Bayesian Information Criterion)를 비교하여 작은 값을 제시한 모형을 좋은 모형으로 간주하고, 분류된 모형의 해당 잠재집단의 수와 대상자가 속한 비율을 확인하여 결정한다. 이때 분류된 모형에서 대상자의 속한 비율이 5% 이하를 포함한 집단을 가진 모형은 제외할 수 있다. 또한, 연구자가 연구문제와 결과의 해석 가능성, 간명성을 고려하여 최종 잠재집단 분류모형을 결정할 수 있다(Nylund, Asparouhov, & Muthén, 2007; Jung & Wickrama, 2008).

마지막으로 잠재계층성장분석을 통해 도출한 우울의 변화유형에 사회경제적 박탈 7개 영역이 어떠한 영향을 미치는지 살펴보기 위해 로지스틱 회귀분석(Logistic Regression Analysis)을 통해 상대적 위험도(RRR: Relative Risk Ratio)를 제시하였다. STATA 프로그램에서 다항 로지스틱 분석을 수행하면 대안 간의 비교가 가능한 상대확률(Odds Ratio)인(Cameron & Trivedi, 2009) 상대적 위험도(RRR)가 산출된다.


Ⅲ. 분석결과

1. 조사대상의 인구사회학적 특성

연구대상자의 일반적 특성은 <Table 1>과 같다. 연구대상자의 성별은 남성 41.3%, 여성 58.7%로 여성의 비율이 높았다. 학력 수준은 고졸 이하 31.1%, 대졸 이상 68.9% 순으로 높은 비율을 보였다. 혼인상태는 결혼상태가 58.5%, 미혼이 39.1%, 이혼/별거/사별은 2.4%였으며, 종교 여부는 있음이 42.2%, 없음이 57.8%로 나타났다. 거주지역은 수도권이 41.9%, 비수도권이 58.15%로 응답하였으며, 소득수준에 따른 빈곤 여부는 비빈곤은 91.8.%, 빈곤이 8.2%로 나타났다.

Demographic Characteristics

2. 우울 변화유형(발달궤적의 잠재집단) 분류

청년층의 우울 발달궤적의 잠재집단 즉, 변화유형을 분류하기 위해 잠재계층성장분석을 하였다. 먼저, 최적의 잠재집단 수를 탐색하기 위해 청년층의 우울 변화궤적의 잠재집단 분류모형과 모형 추정식을 살펴보았다<Table 2>. 청년층의 우울 변화궤적의 잠재집단 수는 총 4개로 분류된 모형이 제시되어, 청년층의 잠재집단 수에 따른 분류모형의 상대적 적합도를 살펴보았다. 잠재집단 수가 1개씩 증가할 때마다 BIC, AIC 값은 낮아졌다. 하지만 잠재집단에 대상자가 속하는 비율이 5% 이하를 가진 잠재집단을 가진 모형은 적합하지 않아(Muthen & Shedden, 1999), 잠재집단 3개, 4개로 분류된 모형은 제외되었다. 더불어 결과 해석의 간명성을 고려하여 최종적으로 잠재집단이 2개로 분류된 모형이 가장 적합하다고 판단되어 최종 분류모형으로 결정하였다.

Classification of the latent class of depression growth trajectoriesN=2,032

도출된 잠재집단 분류모형의 추정식을 통해 우울 변화궤적의 통계적 유의성을 살펴본 결과, 잠재집단 2개 유형 모두 유의한 것으로 나타났다<Table 3>[Figure 1]. 이 잠재집단의 변화유형의 특징을 살펴보고, 이를 고려하여 각 잠재집단의 명칭을 명명하였다.

Estimation of the latent class modelN=2,032

[Figure 1]

Classifying of growth trajectory on depression

첫 번째 잠재집단(Class 1)은 초기치 우울 수준이 상대적으로 낮은 집단으로 시간이 지나면서 비선형적(Cubic)으로 완만하게 ‘증가-감소-증가’를 하는 포물선 추이를 보였다. 이 변화양상은 우울의 정상범위 안에서 소폭의 증감 추이를 반복적으로 보이는 것으로, 일반적인 스트레스 상황, 사건에 따라 경험할 수 있는 일반적인 우울 정서임을 고려하여 ‘정상 일반군’으로 명명하였다. 이 집단에는 분석대상자의 82.1%가 이 집단에 속하는 것으로 나타났다. 반면 두 번째 잠재집단(Class 2)은 첫 번째 잠재집단(class 1)과 달리 선형추이(Linear)를 보이며, 첫 시점 즉 초기치 우울 수준부터 매우 높은 수준(약 16점)을 보였으며, 시간이 지나면서 선형적으로 급격한 증가 추이를 보였다. 이 잠재집단에는 분석대상자의 17.9%가 속하며, 이 집단의 명칭을 ‘심각한 우울 증가군’이라 명명하였다.

3. 청년층의 사회경제적 박탈이 우울의 변화유형에 미치는 영향

주요 변인들의 다중공선성을 확인하기 위해 각 변인 간의 상관계수를 살펴본 결과, 상관계수의 절대값이 .001 ~ .636의 범위로 0.8을 넘지 않아 변인 간 다중공선성 문제는 없는 것으로 판단하였다. 이후 ‘정상 일반군’을 기준으로 하여 로지스틱 회귀분석을 수행하여 상대적 위험도(RRR)를 제시하였다. 분석모형 적합도는 LR Chi2는 통계적으로 유의하였으며, 모형의 설명력을 의미하는 Psedo R2은 .114로 나타났다. 청년층의 우울 변화유형에 사회경제적 박탈 영역별 영향력을 검증한 결과는 다음과 같다<Table 4>.

Influence of social-economic deprivation on the change patterns of depressionN=2,032

첫째, 인구사회학적 요인에서는 성별, 학력 수준에서는 고졸 이하 대비 대졸 이상이. 종교유무, 거주지역이 우울의 변화유형에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 남성보다 여성이 ‘정상 일반군’ 대비 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 1.781배 높았다(RRR=1.781, p<.001). 학력 수준이 ‘대졸 이상’일 경우(RRR=.301, p<.05), 종교가 있는 경우(RRR=.735, p<.05)가 ‘정상 일반군’ 대비 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 낮았다. 거주지역은 수도권일 경우 ‘정상 일반군’ 대비 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 1.411배 높은 것으로 나타났다(RRR=1.411, p<.01)

둘째, 사회경제적 박탈 영역에서는 주거박탈, 직업ㆍ경제적 박탈, 건강ㆍ의료 박탈 경험이 우울의 변화유형에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 주거박탈 경험이 많을수록 ‘정상 일반군’ 대비 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 1.114배 높았다(RRR=1.114, p<.05). 또한 직업ㆍ경제적 박탈 경험이 많을수록 ‘정상 일반군’ 대비 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 1.505배 높은 것으로 나타났다(RRR=1.505, p<.01). 건강ㆍ의료 박탈 경험이 많을수록 ‘정상 일반군’ 대비 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 2.132배 높아(RRR=2.132, p<.001), 이는 주거 박탈, 직업ㆍ경제적 박탈, 건강ㆍ의료 박탈 경험을 더 많이 한 청년들이 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 크다는 것을 의미한다.


Ⅳ. 논의

본 연구는 7개년도의 종단자료를 통해 청년층 우울의 종단적 변화유형을 도출한 후, 이 변화유형에 사회경제적 박탈 영역별 경험이 어떠한 영향을 미치는지를 분석하였다. 본 연구의 주요 연구결과와 이와 관련하여 청년 우울, 정신건강 증진을 위한 논의는 다음과 같다.

첫째, 청년층의 우울 변화유형은 2개로 도출되었다. 도출된 변화유형은 ‘초기 낮은 우울 수준이 시간이 지나면서 정상범위 내에서 반복하며 증감하는 양상’을 보이는 ‘정상 일반군’과 ‘초기 우울 수준이 매우 높고, 시간이 지나면서 급격히 증가’하는 ‘심각한 우울 증가군’으로 분류되었다. 이러한 결과를 통해 청년층 내에서 서로 다른 우울의 변화양상을 가지는 것을 확인하였다. 특히, 청년 우울의 변화양상이 2개로 분류된 결과는 청년층이 보이는 우울은 극단적인 형태의 변화양상을 보일 수 있음을 의미하며, 이는 청년의 우울 문제에 집중적으로 관심을 가지고 개입해야 할 보건학적 문제임을 시사한다. 청년층의 우울에 대한 정신건강 증진 개입 전략을 수립할 때 대상 전체에 대한 동일한 접근을 지양하고, 우울의 변화양상을 고려한 접근의 필요성을 제공한다. 즉, 우울의 초기수준과 변화양상에 따른 중재 집단과 중재 지점을 설정하고, 이에 대한 보건학적인 예방 및 중재 방안을 마련하고 적용해야 한다. 예컨대, 우울의 정상범위 내에서 일반적인 우울감을 느끼는 정도의 ‘정상 일반군’은 예방 차원에서 대학교, 직장 내에서 스트레스 대처 혹은 우울 예방과 단기적인 심리정서 지원프로그램 등을 마련할 필요가 있다.

반면 초기 우울 수준이 매우 높고 증가하는 양상을 보이는 ‘심각한 우울 증가군’은 청년층의 주요 생활영역인 대학교나 직장 내 전문 상담 인력을 배치하여 우울 문제를 조기 선별 및 개입할 수 있도록 하고, 만성화된 우울과 취약한 정신건강을 개선할 수 있는 프로그램 및 치료 연계 방안을 마련해야 한다. 특히, 이 집단은 지속해서 우울이 급격히 증가한다는 점을 고려하면 다음 생애 단계인 중장년의 시기까지 우울이 이어져 만성화될 수 있으므로 적극적이고 집중적인 임상적, 정책적 개입이 필요할 것이다. 예컨대, 국가 차원에서 실시하는 ‘생애 전환기 건강검진’의 연령층을 확대하여, 우울에 대한 조기 선별, 중재, 지역사회 연계로 이어지는 방안을 고려해볼 수 있다.

둘째, 청년층의 우울 변화유형에 영향을 미치는 사회경제적 박탈 영역은 ‘주거 박탈’, ‘직업ㆍ경제적 박탈’, ‘건강ㆍ의료박탈’ 경험이 많을수록 ‘정상 일반군’ 대비 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 높았다. 이는 빈곤 청년의 인권상황을 단면 조사한 결과(NHRC, 2019)를 지지하는 결과이며, 종단적인 방법을 통해 우울의 변화양상의 특성을 확인한 것으로 볼 수 있다. 특히 본 연구 결과는 상기 보고서에서 청년들이 생존을 위한 어려움으로 ‘안정적 일자리 마련’, ‘주거ㆍ임대 등을 위한 주거비용 조달’, ‘생활비 마련’ 순으로 응답한 것과 일관된 결과이다. 또한 청년들의 불안정한 고용상태와 질 낮은 일자리, 경제적 어려움을 의미하는 직업경제적 박탈 경험이 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성을 높인다는 결과는 실직, 부채, 불안정한 고용상태 등과 정신건강의 관계를 살펴본 여러 선행연구(Chang et al., 2004; Sweet, Nandi, Adam, & McDade, 2013; Jørgensen, Thygesen, Becker, & Tolstrup, 2017; Yoo, Kim, Park, & Lee, 2018; Song, Lee, & Jeong, 2019)와 유사한 결과이다.

또한 최근 ‘주거’의 의미는 단순히 사람이 거주하는 물리적인 공간만을 의미하는 것이 아니라 청년층에게는 다양한 의미를 내포한 지표이다. 현대 청년층에게 ‘집’은 ‘결혼-출산’이라는 과업 이행을 위해 중요한 필수조건이며, 한국사회의 불평등과 성공을 대표하는 대리지표(Lee & Im, 2014)라는 점에서 미래에 대한 불안감을 해소할 수 있는 수단이다. 이러한 측면에서 청년층의 주거박탈 경험이 많을수록 심각한 우울 증가군에 속할 가능성이 높은 결과는 청년들이 실질적으로 느끼고 신체심리적으로 반응하는 불평등의 영역을 반영한 것으로 볼 수 있다.

한편 본 연구결과에서는 다른 연령층에 비해 상대적으로 간과되었던 청년층의 건강ㆍ의료 박탈 경험이 많을수록 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 높은 것으로 나타났다. 이는 주로 건강ㆍ의료 박탈은 노인의 우울에 영향을 미치는 박탈 영역으로 지목된 것과 상이한 결과이다(Seo, 2015; Park, 2018; Yeo, 2020a). 하지만 식생활, 열악한 거주환경, 불안정한 고용상태, 사회경제적 지위는 정신건강뿐 아니라 신체 건강에까지 영향을 미친다(Nelson, Lust, Story, & Ehlinger, 2008; Yoo, Chung, & Lee, 2015; Park, Heo, Oh, & Yoon, 2015; Marmot, 2016). 이를 미루어보아 ‘주거박탈’과 ‘직업ㆍ경제적 박탈’ 경험이 많은 청년이 건강이 나쁘고, 치료적 결핍 경험을 많이 할 수 있는 것은 당연한 결과일 수도 있다. Kim (2020)은 청년층에게서 아파도 병원을 가지 못하는 ‘미충족 의료’ 경험 비율이 의외로 높음을 보고하며, 주된 원인을 ‘시간 부족’, ‘참을 수 있어서’, ‘경제적인 이유’ 등을 제시하였다. 특히 저소득층 청년일수록 미충족 의료 경험이 잦은 것을 언급하며 결국 청년의 건강 문제 역시 세대 간, 세대 내 불평등 문제를 반영하는 지표로 보았다.

이를 통해 청년층의 우울, 더 나아가 정신건강에 대한 정책을 수립할 때 단순히 개인 차원의 심리정서적 접근뿐 아니라 공중보건학적 관점과 건강의 사회적 결정요인에 근거하여 다차원적인 사회경제적 박탈의 측면까지 함께 고려한 개입과 정책적 대안의 필요성을 알 수 있었다. 따라서 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 큰 주거 취약계층 혹은 불안정한 고용 및 경제적 상태인 청년층의 정신건강 개입과 신체 건강증진을 위한 민ㆍ관 차원의 보건 의료지원 사업을 마련하고, 더불어 일정 수준의 생활을 영위할 수 있는 소득과 안정적 고용, 주거에 대한 다양한 복지서비스 및 자원을 건강증진 사업과 연계 역시 중요할 것이다. 예컨대, 주거 빈곤과 직업경제적 박탈 경험이 많은 청년층에게서 건강 취약군을 발굴하기 위해 청년층이 많이 거주하는 원룸, 빌라촌 등을 중심으로 지역사회 내 아웃리치 등을 수행하고, 지역사회 보건소와 정신건강증진센터 등이 협력하여 청년 정신 및 신체건강 증진 프로그램 마련 및 제공, 치료 연계를 제공한다. 건강증진 개입 외에 일정 수준의 생활이 영위될 수 있도록 소득 및 구직 지원금, 주거 지원금 등 복지서비스에 대한 정보제공과 주민센터 서비스를 연계할 수 있는 일련의 시스템 구축이 필요하다.

이 연구의 결과는 다음과 같은 의의를 가진다. 첫째, 기존 연구에서 우울의 사회적 결정 원인으로 주로 활용되었던 사회경제적 지위 등 소득 중심 접근을 지양하고, 개인의 실질적인 삶의 생활영역에서 경험하는 결핍을 포착하기 위해 사회경제적 박탈 7개 영역 그 자체를 활용하였다는 점이다. 이는 실제 청년층이 어떤 박탈 영역에서 민감하고 부정적 정서를 느끼는지를 탐색적으로 살펴보았다는 점에서 차별성이 있다. 둘째, 우울의 종단적 변화를 모두 하나의 발달궤적으로 보지 않고, 청년층 내에서 서로 다른 변화유형을 살펴보았다. 따라서 청년층의 우울 수준과 변화양상에 따라 개입 대상과 중재 지점을 전략적으로 차별을 두어 접근해야 할 근거를 제공할 수 있다.

그럼에도 본 연구는 몇 가지 한계점을 가진다. 첫째, 저소득층이 과대 표집된 분석자료의 특성상 가중치 고려가 필요하지만, 본 연구는 가중치를 적용하지 않고 분석하여 결과의 일반화 측면에서 다소 한계가 있다. 둘째, 시간이 지나면서 박탈 경험의 양상 또한 변화할 수 있지만, 본 연구는 활용 자료의 첫 시점의 박탈 경험이 우울에 미치는 영향을 살펴보았다. 따라서 후속 연구에서는 사회경제적 박탈 경험의 변화양상도 함께 고려하여 분석한다면, 보다 다양한 논의를 끌어낼 수 있을 것이다.


Ⅴ. 결론

본 연구는 청년층이 경험한 사회경제적 영역별 박탈 경험이 그들의 우울 변화유형에 어떠한 영향을 미치는지 살펴보았다. 그 결과 청년층 내에서 우울의 변화유형이 다르게 나타났으며, 그 변화유형에 주거 박탈, 직업ㆍ경제적 박탈, 건강ㆍ의료 박탈 영역이 영향을 미치는 것을 확인하였다. 특히 주거, 직업ㆍ경제적 박탈, 건강ㆍ의료 박탈 경험이 많을수록 ‘심각한 우울 증가군’에 속할 가능성이 높은 것을 알 수 있었다. 이에 우울 즉, 정신건강을 증진하기 위해 청년층의 삶터인 대학교, 직장, 사회 전반적 영역에서 우울 변화유형에 따른 효과적인 예방 교육 및 건강증진 개입 전략 수립이 필요하다. 또한 정신건강이 취약한 청년들을 발굴하기 위한 지역사회 내 다양한 아웃리치 활동과 건강증진 사업 마련과 더불어 다양한 사회복지 서비스 연계가 필요하다. 궁극적으로 청년들의 건강한 삶을 위해 공중보건학적 관점과 건강의 사회적 결정요인에 근거한 다양한 보건ㆍ복지 정책이 마련되어야 할 것이다.

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[Figure 1]

[Figure 1]
Classifying of growth trajectory on depression

<Table 1>

Demographic Characteristics

n (%)
Sex Male 840 (41.3)
Female 1,192 (58.7)
Education ≤High school 631 (31.1)
≥University 1,401 (68.9)
Marital status Married 1,188 (58.5)
Non-Married 795 (39.1)
Divorce/widowed/separated 49 (2.4)
Religion Yes 857 (42.2)
No 1,175 (57.8)
Residence Metropolitan area 852 (41.9)
Non-metropolitan area 1,180 (58.1)
Poverty Poverty 166 (8.2)
Non-poverty 1,866 (91.8)
Age (Mean±SD) 31.8±5.535
Total 2,032 100.0

<Table 2>

Classification of the latent class of depression growth trajectoriesN=2,032

Number of
Latent Classes
Goodness of Fit % of Each Latent Classes
BIC AIC 1st 2nd 3rd 4th 5th 6th
1 -.28114.00 -28099.96 100.0
2 -27488.64 -27466.18 82.06 17.94
3 -27365.07 -27339.79 69.81 27.67 2.52
4 -27352.18 -27318.48 58.81 33.78 6.56 0.86

<Table 3>

Estimation of the latent class modelN=2,032

Latent
Classes
% to
belong
Intercept Linear slope Quadratic Cubic Latent class naming
Estimate S.E. Estimate S.E. Estimate S.E. Estimate S.E.
Notes. * p<.05, *** p<.001
class1 82.1 8.783*** .424 1.835*** .421 -.563*** .119 .046*** .010 Normal general
group
class2 17.9 15.549*** .288 .153* .060 - - Serious depression-
increasing group

<Table 4>

Influence of social-economic deprivation on the change patterns of depressionN=2,032

Variable RRR S.E. 95% CI
lower upper
Notes. LR chi2(15)=209.39, p=.000, Psedo R2=.114
* p<.05, ** p<.01, *** p<.001
Cons .111*** .055 .038 .282
Sex (female) 1.781*** .242 1.359 2.313
Education
 High school .492 .231 .202 1.270
 ≤ University .301* .141 .122 .765
Marital status (Married)
 Non-married 3.501 .519 0.510 25.224
 Divorce/widowed/separated 2.240*** .302 1.740 2.949
Religion (Yes) .735* .097 .566 .949
Poverty (Non-poverty) 1.430 .301 .964 2.211
Residence (Metropolitan area) 1.411** .182 1.106 1.835
Dietary deprivation 1.367 .259 .946 1.999
Housing deprivation 1.114* .059 1.081 1.311
Education deprivation .788 .477 .240 2.572
Social security deprivation, 1.108 .061 .997 1.239
Job-Economics deprivation, 1.505** .192 1.179 1.942
Social deprivation, 1.074 .126 .857 1.360
Healthㆍmedicare deprivation 2.132*** .279 1.681 2.804