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Forum for youth culture - Vol. 72

[ Article ]
Forum for youth culture - Vol. 0, No. 72, pp. 105-136
Abbreviation: RCKYC
ISSN: 1975-2733 (Print) 2713-797X (Online)
Print publication date 31 Oct 2022
Received 31 May 2022 Revised 20 Sep 2022 Accepted 26 Sep 2022
DOI: https://doi.org/10.17854/ffyc.2022.10.72.105

사회자본이 청년의 사회적 고립감에 미치는 영향: 취업여부 비교를 통한 종단연구
안진호1) ; 최재성2)
1)연세대학교 사회복지대학원 박사과정
2)연세대학교 사회복지학과 교수, 교신저자

Impact of Social Capital on Social Isolation in Young Adults: A Longitudinal Analysis of Comparing the Employed and the Unemployed
An, Jinho1) ; Choi, Jae-sung2)
1)Doctoral Student, Graduate School of Social Welfare, Yonsei University
2)Professor, Dept. of Social Welfare, Yonsei University, Corresponding author.
Funding Information ▼

초록

본 연구의 목적은 사회자본이 청년의 사회적 고립감에 미치는 영향을 종단적으로 분석하는 것이다. 사회자본은 신뢰, 호혜성, 네트워크로 보았다. 여기서 신뢰는 사회 전반에 대한 신뢰정도를, 호혜성은 필요한 경우 타인에게 도움을 줄 의향이 있는가를, 그리고 네트워크는 가족 또는 주변 사람들과의 사회관계성을 의미한다. 분석은 청년을 취업집단과 미취업집단으로 구분하여 비교·분석하였다. 미취업집단의 사회자본은 상대적으로 더 낮은 수준인가에 주목하였고, 이러한 취약한 사회자본은 청년의 고립감을 더욱 심화시키는가를 검증하였다. 분석을 위한 데이터는 2012년부터 2021년까지의 한국복지패널을 사용하였다. 최종분석 대상은 19세 이상 34세 이하의 청년 981명이다. 분석결과로 첫째, 미취업 청년의 사회적 고립감은 취업집단보다 통계적으로 유의하게 높은 수준으로 나타났다. 둘째, 미취업 청년의 사회자본으로서의 네트워크 점수는 취업집단보다 통계적으로 유의한 수준에서 상대적으로 낮게 나타났다. 셋째, 종단연구로서의 확률효과모형 패널회귀분석결과, 네트워크는 미취업 청년과 취업 청년 모두의 사회적 고립감에 부(-)적인 영향을 주었는데, 특히 미취업 청년에게 상대적으로 더 강한 영향을 주는 변수임이 확인되었다. 즉, 청년의 사회자본으로서의 네트워크 수준, 즉 가족 또는 주변 사람들과의 사회관계의 질이 두 집단 모두에게 사회적 고립감을 낮추는 역할을 하는 것으로 밝혀졌다. 이러한 현상은 미취업 청년에게 더 강하게 확인되었다. 따라서, 청년의 사회자본으로서의 네트워크 수준을 높여줄 수 있는 청년 정책(예, 멘토링 프로그램)이, 특히 미취업집단을 중심으로 더욱 필요함을 시사한다.

Abstract

The purpose of this study is to examine whether social capital affects social isolation in young adults in a longitudinal perspective. We assume social capital as being composed of social trust, reciprocity, and social network. Specifically, trust implies overall belief over the society, while reciprocity implying for willingness to may give help to the needy and network implying for quality of social networking with family members as well as others. Young adults were analyzed by comparison of between the employed and the unemployed. One of research questions was if social capital of the unemployed appeared to be lower than that of the employed. Further, if lower social capital had worsened their social isolation was another. We analyzed 981 young adults of between 18 and 34 years old from the Korean Welfare Panel Study data.

One of major findings was that the unemployed young adults showed a higher level of social isolation being compared to that of the employed. Secondly, networks of the unemployed was lower than that of the employed. Thirdly, a random effect panel regression analysis showed that social network did negatively affect social isolation for both groups. That is, social relationship among family members as well as the people around, affects lower social isolation for both. Particularly noteworthy was the fact that the negative effects appeared to be more critical to the unemployed. This study suggests that more attention as well as more investment on building up social networking for young adults are required. Specifically, more policy attention (ex, mentoring programs) is required to strengthen social network of the unemployed young adults.


Keywords: Young adults, Social isolation, Social capital, Social network, Unemployed
키워드: 청년, 고립감, 사회자본, 네트워크, 미취업

Ⅰ. 서 론

청년기는 청소년기에서 성인기로의 발달과업을 이행하는 중요한 시기로서, 대표적인 발달과업으로 결혼, 취업, 사회관계 형성이 제시된다(김은정, 2015; Havighurst, 1972; Levinson, 1978). 하지만, 청년들이 이러한 발달과업을 이행하는 것은 사회구조 변화와 저성장 기조의 경제적 요인으로 인해 심각한 도전을 받아왔다. 이와 관련한 청년세대를 지칭하는 부정적 신조어 사용도 확산되고 있다. 직장과 교육을 포기한 무기력한 세대를 의미하는 ‘니트(NEET)족 청년’과 연애, 결혼, 출산, 직장, 주택구입 등 여러 가지를 포기한 상태를 의미하는 ‘N포 세대’가 대표적이라 할 수 있다. 이러한 부정적인 단어들은 연애, 결혼, 출산, 취업, 주거, 대인 관계 등에 있어서 청년들이 직면하고 있는 어려움을 단적으로 보여주고 있다(김재우, 2018). 2020년 통계청 경제활동인구조사에 따르면 청년층(15세~29세)의 실업률은 9%로 2008년 이후 매년 증가해왔다(통계청, 2021). 청년고용률 기준으로 보면 42.2%를 의미하며, 이는 취업을 원하는 청년 10명 중 불과 약 4명만이 취업상태에 있다는 것을 의미한다. 이처럼 취업이 어려운 상황에서 청년들은 원하는 직장을 얻기 위하여 개인의 노동경쟁력을 높이려는 치열한 노력을 한다. 이 과정에서 취업 준비 기간을 더 연장하고 연애나 결혼은 미루는 불가피한 선택을 해야 하기도 한다(김은정, 2014). 동시에 원하는 목표를 얻기까지 청년들은 대인관계 혹은 사회관계도 극도로 제한하는 선택을 하게 된다.

언제 끝날지 모르는 취업난은 청년세대의 독립성, 자아실현 기회, 소속감 등을 상실하게 하고, 가족이나 타인과의 관계에서 고립감, 심리적 우울감, 좌절감을 유발할 수 있다(임선영, 김태현, 2005). 이 중에서도 고립감은 외로움의 정서 상태로서 청년들에게 낮은 자존감과 더불어 본인이 무가치하다는 생각을 하도록 하며 소극적인 행동을 유도한다. 그로 인하여 청년들은 주변의 사람들과 원만한 관계를 형성하고 유지할 수 있는 능력이 부족하여 외로움과 타인에 대한 적대감을 느끼는 악순환을 반복한다. 반복되는 무기력한 상태는 낮은 자존감과 사회적 고립을 초래한다(신순옥, 2017). 선행연구에서 청년기의 고립감은 신체적, 정신적 건강에 부정적인 영향을 줄 수 있다고 경고하고 있다. Hammig(2019)은 15세~24세 연령대의 고립감 수준이 가장 높으며, 고립감은 신체적 건강에 위협이 된다고 주장한 바 있다. 또한, Keller, Perry & Spencer(2020)는 고립감이 신체와 정신적 안녕(well-being)에 부정적 영향을 줄 수 있다고 경고하고, 대응책으로서 청년들을 위한 멘토링 사업을 제안하기도 하였다. 또한, 박미경, 정경희(2002)는 사회적 고립감 정도에 따라 수면 장애, 두통, 음주 등의 증상도 나타난다고 주장하였고, Steptoe, Shanker, Demakakos & Wardle(2012)은 사회적 고립은 정신적, 육체적인 건강을 통제하면서 사망 위험 증가와 같은 부정적 측면이 있음을 보고한 바 있다. 특히, 고립감은 정신건강 중 우울을 더욱 심화시키는 원인이 될 수 있다고 보고된 바 있다(Gotlib & Kassel, 1996; Rosenblatt & Greenberg, 1991). 이는 우울을 유발하는 원인 중 하나인 청년의 고립감에 대한 연구가 매우 중요함을 시사한다(Beam & Kim, 2020; Child & Lawton, 2019; Christiansen, Qualter & Friis, Lund, Andersen, Bekker-Jeppesen & Lasgaard, 2021; Matthews, Danese, Wertz, Odgers, Ambler, Moffitt & Arseneault, 2016).

한편, 인간의 심리정서적 측면과도 밀접한 연관성을 가진다는 사회자본 이론은 청년의 사회적 고립감을 이해하는 데도 유용할 수 있다. Putnam(1995)은 사회자본으로서의 사회적지지, 혹은 사회적 네트워크는 부정적인 심리·정서적 상태를 완충하는 작용을 하는 것으로 보았다. 또한, 그는 사회 단절이나 실패로 인하여 홀로 남은 사람이 느낄 수 있는 무력감, 절망감, 자포자기 등 부정적 감정을 사회자본, 사회적지지를 활용하여 감소시킬 수 있다고 설명한다. 그동안 청년의 정신건강과 취업 또는 사회자본과의 관계를 분석한 연구들은 다수가 발견된다(김정숙, 2018; 이훈구, 김인경, 박윤창, 2000; 임선영, 김태현, 2005; 장재윤, 장은영, 신희천, 2006). 하지만, 이들 연구가 가지는 한계는 청년의 특정 집단만 분석하는 연구대상의 파편성과 데이터의 제한으로 인한 횡단적 분석에 머물렀다는 점이다. 더하여, 청년의 정신건강과 사회자본 연구는 횡단적 접근이 아니라 종단적 접근을 시도했을 때 더욱 의미가 있을 것이다.

본 연구는 청년 취업이 어려운 환경 속에서 청년들이 경험하는 사회적 고립감과 사회자본에 주목한다. 구체적으로 본 연구의 목적은 사회자본이 청년의 사회적 고립감에 미치는 영향을 선행연구에서 시도되지 않았던 패널자료를 활용하여 종단적으로 분석하는 것이다. 또한, 취업집단과 미취업집단을 구분하여 청년의 사회적 고립감과 사회자본의 관계를 비교·분석하는데 초점을 두어 선행연구들과의 차별성과 연구의 의의를 둔다. 그동안 청년을 대상으로 하는 선행연구에서 발견되는 공통적인 지적 중 하나는 청년의 취업과 정신건강의 관계에서 취업한 청년만을 대상으로 분석하는 경향을 보여주었다는 점이다. 청년의 취업과 정신건강의 명확한 인과관계 규명을 위해서는 취업에 실패한 청년도 분석대상에 포함했어야 한다는 비판이다. 따라서, 청년의 취업난이 심각한 사회문제로 등장한 상황에서 취업과 청년의 정신건강과의 관계를 실증적으로 취업여부에 따라 비교분석하는 연구는 그 어느 때보다 중요하다(김재희, 박은규, 2016; 장재윤 외, 2006; Patterson, 1997). 결과적으로, 이 연구는 미취업 청년의 정신건강 측면의 사회적 고립감이 얼마나 심각할 수 있는지, 그리고 미취업 청년의 사회자본으로서의 사회적 네트워크 강화가 NEET청년으로의 진입을 예방하고, 사회적 고립감을 완화하는데 기여할 수 있는지에 대한 가능성을 탐색하게 한다는 측면에서도 가치가 있을 수 있다. 이를 위한 구체적인 연구문제는 다음과 같다.

  • 연구문제 1. 청년의 취업 여부에 따라 사회적 고립감의 수준은 차이가 있는가?
  • 연구문제 2. 청년의 취업 여부에 따라 사회자본(신뢰, 호혜성, 네트워크)의 수준은 차이가 있는가?
  • 연구문제 3. 청년의 취업 여부에 따라 사회자본이 사회적 고립감에 미치는 영향을 주는가?

Ⅱ. 이론적 배경
1. 사회적 고립감

외로움은 다양한 관계의 결핍에서 유발되며 우울, 불안, 자존감 저하 등 부정적 성격의 주관적 경험이다. 고립감(isolation)은 이러한 외로움(loneliness)이란 정서적 상태와 그로 인하여 나타나는 고립(isolation)이란 행동상태를 모두 포괄하는 개념으로 볼 수 있다(Vincenzi & Grabosky, 1987). 고립감에서 확장된 사회적 고립감은 주변 환경 또는 타인과의 상호작용이 감소하여 관계망 형성이 어렵고, 결과적으로 고립상태로 빠져들게 되는 고독감, 외로움 등을 수반하는 부정적인 심리상태로 정의되기도 한다(김재희, 박은규, 2016). 또한, Bonner & Rich(1988)는 청년세대의 사회적 고립감을 자살생각을 예측할 수 있는 가장 중요한 변수 중 하나로 보았다. 다수의 연구들이 청년이 경험하는 사회적 고립감은 신체적, 정신적 건강에 부정적인 영향을 줄 수 있어 관련 연구가 중요하다고 보고 있는 것이다(Beam & Kim, 2020; Child & Lawton, 2019; Christiansen et al, 2021; Matthews et al., 2016).

국내에서 진행된 청년의 사회적 고립감에 대한 연구는 주로 취업과 연결하여 진행되었다(김정숙, 2018; 임선영, 김태현, 2005). 연구자들은 청년의 취업난은 사회활동을 통한 자아실현의 기회를 감소시키고 네트워크 단절을 유발한다고 보았다. 이는 결과적으로, 청년 자신을 둘러싼 환경에 대한 통제력 상실과 다른 사람과의 관계에서 고립, 우울, 좌절 등을 가져온다는 것이다(이묘숙, 2012; 정연순, 2014). 관련하여, 김정숙(2018)은 대졸 청년의 노동시장 이행의 어려움은 대인 기피로 이어지고, 결과적으로 청년을 고립감에 직면하게 한다고 보았다. 또한, 반복되는 취업 실패는 구직활동 자체를 포기하도록 하며, 교육, 고용, 자기개발훈련의 어떤 상태에도 속하지 않는 ‘NEET’(Not in Education, Employment or Training) 청년집단이 될 가능성을 높인다고 주장한다. 종합하면, 선행연구들은 청년의 사회적 고립감은 우울과 같은 심각한 정신건강 상의 문제로 연결될 수 있다고 본다. 또한, 노동시장 진입이 어려운 환경은 청년의 사회적 고립감을 더욱 심화시킬 수 있는 것으로 경고하고 있다.

이처럼 청년의 정신건강에 대한 사회적 심각성이 증가하면서 다양한 연구가 진행되고 있다. 주요연구에서 제시한 청년의 사회적 고립감 수준은 <표 1>과 같다. 각 연구 기관마다 조사대상 청년의 연령기준이 상이하고, 조사도구의 차이가 있어 객관적 비교는 어렵다. 하지만, 청년의 사회적 고립감의 실태를 고찰하기 위하여 각각의 조사와 본 연구에서 측정한 사회적 고립감의 결과를 비교·검토할 필요는 있다고 보여 진다(참조, <표 1>).

<표 1> 
국내 최근 관련 조사에서 확인되는 청년 사회적 고립감 수준 비교
조사 자료 20대 30대 이상
전체 연령
조사문항
사회통합실태조사
(2020, 한국행정연구원)
18% 9.98% - 평일 하루 접촉하는 사람 수 (가족 또는 친척 문항 포함)에서 ‘없다’ 답변 비율
한국의 사회지표
(2020, 통계청)
14.7% 19.62% - 사회적 고립감 측정 영역 ‘외롭다’ & 아무도 나를 잘 알지 못한다’ 문항 평균
본 연구
(2021, 한국복지패녈)
1.18(30.0%)
(19~34세)
1.35(34.0%)
(35세 이상)
- 사회적 고립감 패널 측정 값(최대 4점, 비율)

먼저, 한국행정연구원에서 수행한 2020년도 사회통합실태조사(한국행정연구원, 2021)에서는 타 연령층 대비 높은 20대의 고립감을 우려하는 결과를 제시하였다. 평일 하루 접촉하는 사람 수를 조사 결과‘없다’라고 응답한 경우는 20대가 가장 높은 18%로 나타났다. 이는 35세 이상 전체 연령(9.98%)보다 약 8% 높아 청년의 사회적 고립감이 상대적으로 더 높음을 유추할 수 있다. 반대로 청년의 고립감 수준이 전체 연령 대비 높지 않은 조사 결과도 보고되었다. 2020년 통계청에서 발표한 한국의 사회지표(통계청, 2021)에 따르면, 20대 청년의 외로움을 포함한 사회적 고립감 지표는 14.7% 수준으로 30대 이상 전체 연령 19.62% 보다 낮은 수준이었다. 본 연구에서도 2021년 한국복지패널 데이터로 측정한 전체 청년의 사회적 고립감은 4점 기준 1.18점으로 분석되었다. 이는 35세 이상 전체 연령의 사회적 고립감 평균치(1.35)와 비교했을 때 상대적으로 낮은 수준이다. 선행연구와의 비교를 위하여 사회적 고립감 점수를 백분율로 환산하면 30.0%로 35세 이상 연령의 사회적 고립감 34.0% 보다는 낮았다. 본 연구에서 확인된 2021년 기준 청년(19세~34세)의 사회적 고립감은 평균 1.18점으로 김재희, 박은규(2016)가 선행연구에서 제시한 1.15점과 유사한 수준으로 나타났다. 하지만, 본 연구에서 측정한 사회적 고립감을 취업여부로 구분하여 비교하면 미취업집단(1.25)이 취업집단(1.15)에 비하여 통계적으로 유의하게 높은 사회적 고립감 수치를 보여준다. 종합하면, 청년 사회적 고립감은 조사방식과 측정방식에 따라 상이한 조사결과를 보여준다. 다만, 본 연구에서 사용한 한국복지패널데이터는 미취업청년집단이 취업청년집단에 비해 더 높은 수준의 사회적 고립감을 보여주고 있어 이에 대한 주목이 필요함을 시사한다.

2. 사회자본

‘사회자본’(social capital) 이론은 그동안 많은 학자들에 의하여 다양한 방법으로 연구가 진행되었다(Bourdieu, 1986; Coleman, 1988; Ostrom, 1990; Putnam, 1995). 사회자본은 ‘경제자본(economic capital)’ 및 ‘인적자본(human capital)’과 밀접하게 관련되면서 이들과 구분되어 사회과학에서 주목을 받아왔다. 기본적 인식은 사회자본이 인적자본에 영향을 줄 수 있으며, 이러한 인적자본은 결과적으로 경제자본 형성으로 연결될 수 있다고 보는 것이다. 즉, 개인이 가지고 있는 인적관계망은 그 개인의 결과적 성취를 가능하게 하고 이러한 개인적 성취는 경제적 성공으로 이어질 수 있는 것이다. 예를 들어, 교육수준이 높고 경제적 여유가 있는 집안에서 태어난 자녀는 성장 과정에서 상대적으로 성공 가능성이 높거나 성공한 사람들과 인적관계를 형성할 가능성이 높다고 볼 수 있다. 이러한 환경은 결과적으로 그 개인의 잠재역량을 더 개발할 수 있는 기회를 제공할 수 있으며, 나아가 경제적 성취 기회와도 연결될 수 있는 것이다. 이러한 사회자본 이론은 인적자원에 대한 선제적 투자의 중요성을 강조하며, 동시에 빈곤가정 자녀의 경우 상대적으로 빈곤 탈출 및 사회적 성공이 쉽지 않음을 설명하게 한다.

일찍이 사회자본의 가치를 규명한 Bourdieu(1986)는 사회자본의 개념을 “상호인지된 가운데 어느 정도 제도화된 인간관계 속에서의 견고한 연계망의 소유와 연결된 실제적 잠재적 자원의 총량”으로 정의한 바 있다(Bourdieu, 1986: p.248). Coleman(1988)은 사회자본은 사람들 사이의 관계에서 발생하고 신뢰를 바탕으로 존재한다고 정의하였고, Bourdieu(1986)는 사회자본은 사람과의 관계 형성을 위한 네트워크 이상을 의미하며, 사회자본은 신뢰와 긍정성을 기초로 한다고 주장하였다. 관련하여, Putnam(1995)은 사람들 간의 협력적 행위를 촉진하고 사회적 효율성을 향상시킬 수 있는 신뢰, 호혜성의 규범 그리고 네트워크와 같은 사회조직의 속성을 사회자본으로 정의하기도 하였다.

사회자본 관련 연구들은 공통적으로 사회자본의 구성요소로서 네트워크, 신뢰, 호혜성의 세 가지를 제시하는 경향을 보인다. 이에 대해서는 국내 관련 연구들도 크게 다르지 않다(김은아, 최윤정, 이미경, 2018; 서지원, 2008: 한상미, 2007; 홍영란, 2007). 따라서, 본 연구에서도 사회자본의 구성요소로서 네트워크, 신뢰, 호혜성의 세 가지를 설정하였다.

첫 번째로 네트워크와 관련하여 Adler & Kwon(2009)은 개인 또는 집단 등 관계를 이루는 행위자들 사이에서의 전반적인 연계 형태를 의미하는 것으로 설명한 바 있다. 네트워크의 개념은 크기, 강도, 사이즈, 신뢰도 등 측정하는 방식에 따라 학자마다 상이한 차이가 발생한다. 네트워크의 수준을 관계의 양과 함께 관계의 질까지 포함하는 주장들도 논의되었다. Cooper, Arber, Fee & Ginn(1999)은 사람들과의 관계의 질을 측정하기 위하여 단순 접촉빈도 보다 관계의 지속기간이나 상호만족도를 포함해야 한다고 주장하였다. Putnam(2004)도 인간의 심리상태는 사회자본 안에서 관계의 깊이에 더 많은 영향을 받는다고 하였다. 이상의 주장들은 네트워크 안에서 관계의 크기와 함께 관계의 질의 중요성에 대하여 설명하였다. 사회자본 중 두 번째 요소인 신뢰는 사람들 사이에서 오가는 말, 행동, 의사 결정을 통하여 타인이 나를 바라보는 관점으로, 내가 이기적으로 나만의 이익을 위해서만 행동하지 않을 것이라는 긍정적 기대심으로 설명된다(Robbins & Judge, 2009). 관련하여, Fukuyama(1996)는 신뢰를 사회적 관계 안에서 다른 구성원들과의 보편적인 규범에 근거하여 규칙적이고 협동할 것이라는 기대감으로 정의하였다. Kishimi(2016)는 신뢰란 조건 없이 타인을 믿는 것이라고 정의하며, 이는 상대방에 대한 믿음의 근거가 없더라도 무조건 믿는 것을 의미하고 조건이 아닌 사람 자체를 믿는 인간의 가치에 주목한 개념이라고 하였다(이나경, 2022). 즉, 신뢰는 인간관계 내에서 형성되며, 그 관계 내 존재한다고 보는 것이다. 마지막 세 번째 요소인 호혜성은 타인으로부터 받은 도움을 같은 사람이 아닌 도움이 필요한 제3자에게 베푸는 행위를 포함한다고 하였다. 즉, 사람 대 사람의 개인 간의 교환이 아닌 개인이 속한 집단 전체로 교환이 이루어지는 규범이 반영된 행위를 포함하는 것으로 보는 것이다(박세경, 김형용, 강혜규, 박소현, 2008). Putnam(1995)은 이러한 호혜성을 상부상조의 개념으로 접근하여 사회의 목표를 성취하기 위한 집단의 협력을 촉진시킨다고 설명하였다. 동일 연구에서 그는 호혜성은 개인의 개별이익을 효율적으로 억제할 수 있고 사회 집합행동의 문제도 해소하여 집단의 목표를 성취하기 위한 협력을 촉진시킨다고 설명하였다.

결국, 사회자본에 대한 논의를 종합하면, 사회자본은 크게 네트워크, 신뢰, 호혜성의 세 가지로 구성되는 것으로 설명된다. 그리고, 이러한 사회자본은 개인 수준에서는 개인의 인적자본에 영향을 주고 나아가 경제자본에도 영향을 줄 수 있는 중요한 변수로 이해된다. 특히, 인적자본은 잠재역량을 개발하고 확장하는 시기에 있는 청년들에게 있어서 인생의 진로와 사회적 성공을 위한 중요한 변수가 될 수 있는 것이다.

3. 청년의 취업여부와 사회자본 그리고 사회적 고립감의 관계

청년의 사회자본과 정신건강 그리고 취업여부의 관계에 관한 선행연구는 <표 2>에 제시된 내용과 같이 요약될 수 있다. 청년의 사회자본과 노동시장 이행성과의 관계를 분석한 두 연구에서는(장기영, 2008; 김성훈, 2005) 청년의 사회자본은 취업에 영향을 미치는 중요한 요인임을 강조하였다. 하지만 해당 연구들은 미취업 청년집단을 연구에서 배제하여 연구결과의 일반화에는 한계가 있다. 또한, 우울 등 정신건강 개선을 위하여 사회자본의 효과를 검증하는 연구도 시도되었으나(송진영, 2015; Åslund, Starrin, & Nilsson, 2014), 전체 성인을 연구대상으로 하여 청년의 사회자본과 정신건강에 대한 관계를 설명하기에는 역부족이다.

<표 2> 
청년의 사회자본과 취업 그리고 정신건강 관련 선행연구 비교
저자(연도) 제 목 연구대상(연구방법) 분석결과
장기영(2008) 대학 졸업자의 첫 노동시장 이행성과 결정요인: 사회경제적 배경, 교육특성 및 이행준비 효과를 중심으로 대졸 취업자 청년 14,564명
(Probit 모델)
비공식연결망 → 취업확률(+), 공식연결망 → 고용형태, 직장규모, 임금(+)
김성훈(2005) 사회 연결망과 공식 경로를 통한 첫취업의 개인적 결과와 사회적 결과 대졸 취업자 청년 626명
(회귀분석)
비공식경로 동원할 경우 임금, 기술 & 학력 & 전공 적합도가 공식경로보다 낮음
송진영(2015) 사회적 자본이 우울에 미치는 영향 : 가족관계만족도의 매개효과를 중심으로 결혼한 성인 6,859명
(매개효과)
사회자본(신뢰, 봉사활동) → 우울 감소. 가족관계만족도(매개변수)
취업집단: 매개효과 有
미취업집단: 매개효과 無
Åslund et al.(2014) Psychosomatic symptoms and low psychological well-being in relation to employment status: the influence of social capital in a large cross-sectional study in Sweden 스웨덴 18~85세 성인 20,538명
(로지스틱회귀분석)
미취업&낮은사회신뢰 집단 >
미취업&높은사회신뢰 집단 >
취업&낮은사회신뢰 집단 >
취업&높은사회신뢰 집단
순으로 안녕감이 감소
Rauschenberg et al.(2021) Social isolation, mental health, and use of digital interventions in youth during the COVID-19 pandemic: A nationally representative survey 독일 16-25세 청년 666명
(로지스틱회귀분석)
사회적 고립, 미취업, 코로나19 관련 걱정과 불안 증가할수록 심리적 고통 발생할 가능성이 큼
Child et al.(2019) Loneliness and social isolation among young and late middle-age adults: Associations with personal networks and social participation. 미국 21-30세 청년 472명
(회귀분석)
비공식적 사회참여 청년의 경우 사회적 고립일수가 감소함
네크워크 사이즈 증가를 희망하는 청년일수록 고립일수가 증가
Christiansen et al.(2021) Associations of loneliness and social isolation with physical and mental health among adolescents and young adults 덴마크 청년 19,890명
(로지스틱회귀분석)
외로움, 사회적 고립감 청년
→ 정신건강, 신체적 건강에 부정적임
장재윤, 장은영, 신희천(2006) 대졸자들의 취업 여부에 따른 정신건강의 변화 대졸 미취업 청년 560명
(종단연구)
미취업 유지 청년 >
미취업→미취업→취업 청년 >
미취업→취업→취업 청년 >
취업 유지 청년 순으로 우울불안 ↑
이훈구, 김인경, 박윤창(2000) 경제불황이 20대 미취업 실업자에 미치는 심리적 영향 20대 미취업 실직자 476명
(기술통계)
구직완전실패 청년 >
구직부분실패 청년 >
취업성공 청년 순으로
정신건강이 나쁨
김재희, 박은규(2016) 청년의 성인초기 발달과업 성취유형이 사회적 고립감에 미치는 영향 28세∼34세 청년 956명 일반화추정방정식
(2010~2014년 종단연구)
결혼취업 청년에 비하여 미결미취, 미결불취, 미결취업 청년의 사회적 고립감이 높음
결혼미취, 결혼불취는 고립감과 영향관계가 없음

Adamczyk(2016)도 그동안 청년의 사회자본과 정신건강 사이의 연관성을 조사하는 연구가 부족하였다고 비판한 바 있다. 일부 연구는 청년을 대상으로 분석하였으나 사회적 고립, 취업 그리고 사회자본이 우울을 포함한 정신건강에 미치는 관계를 부분적으로만 보았다(장재윤 외, 2006; 이훈구 외, 2000; Child et al., 2019; Christiansen et al., 2021; Rauschenberg, Schick, Goetzl, Roehr, Riedel-Heller, Koppe & Reininghaus, 2021). 이처럼 기존 연구들은 미취업 청년집단을 연구대상에서 제외하여 파편성을 갖거나, 전체 성인을 대상으로 연구를 수행하여 청년을 중심으로 취업, 사회자본, 정신건강의 관계를 전반적으로 논하기는 어렵다.

그런데, 기존 선행연구들과 달리 김재희, 박은규(2016)의 연구는 청년의 사회적 고립감을 주제로 종단적 분석을 시도하면서 흥미로운 분석결과를 제시하였다. 이들 연구자들은 종단적 분석 이외에도 추가적인 변수로 청년의 결혼여부를 고립감 감소에 영향을 미치는 중요한 요인으로 보았다. 성인초기 중요한 발달과업의 하나로 결혼여부를 취업과 연결하여 그들의 사회적 고립감을 분석한 것이다. 이들은‘미결혼·미취업’, ‘미결혼·불안정취업’, ‘미결혼·취업’, ‘결혼·미취업’, ‘결혼·불안정취업’, ‘결혼·취업’의 6개 집단으로 분석대상을 구분하고 집단별 사회적 고립감을 분석하였다.

분석결과는 ‘미결혼·미취업’의 경우 극단적으로 높은 수준의 사회적 고립감을 가지는 것으로 확인되었다. 청년이 발달과업 두 가지를 모두 성취하지 못한 경우, 통계적으로 유의한 수준에서 다른 어느 집단보다 높은 사회적 고립감을 보여준 것이다. 또한, 이들 연구자들의 연구는 취업성취보다 결혼여부가 사회적 고립감에 통계적으로 더 유의미한 영향을 미치는 것으로 결과를 제시하고 있다. 즉, 청년의 취업여부가 사회적 고립감에 미치는 영향을 검증하는데는 한계를 보여준다. 더하여서, 청년들에게 결혼보다는 취업이 더 우선순위에 있고, 결혼 연령이 늦어지고 있는 현재 상황에서 취업여부와 사회적 고립감의 순관계를 규명하는 것이 더 중요할 수 있다. 결국, 이들의 연구는 청년의 취업여부와 사회적 고립감의 관계를 실증적으로 분석하는 후속 연구가 필요함을 시사한다.


Ⅲ. 연구방법
1. 연구모형

본 연구는 청년의 사회자본인 신뢰, 호혜성, 네트워크가 사회적 고립감에 미치는 영향을 청년 취업집단과 미취업집단을 구분하여 비교분석을 시도하였다. 연구모형은 <그림 1>과 같다. 연구모형에서 통제변수로는 연령, 교육수준, 재학여부, 건강상태, 종교 유무, 가구원 수, 동거 여부, 가구소득, 배우자 유무 등을 사용하였다.


<그림 1> 
연구모형

2. 연구자료와 분석대상

본 연구는 한국복지패널 데이터(Korean Welfare Panel Study)를 활용하였다. 한국복지패널은 한국보건사회연구원이 인구집단별 생활실태와 복지욕구 등을 파악하기 위하여 조사하는 국내 최대규모 복지관련 자료이다. 2006년부터 매년 6,000가구 이상을 조사해왔다. 한국복지패널은 ‘사회적 환경에 대한 의식’ 중 ‘사회적 자본’을 측정한다. 이들 변수들은 문항의 측정의도와 내용이 본 연구의 주요변수인 사회자본 중 신뢰와 호혜성 개념과 일치하여 본 연구에 사용하기에 적합하다고 판단하였다. 다만, 이들 문항들은 3년주기로 측정되어 ‘사회적 자본’ 문항은 측정된 한국복지패널 7차(2012), 10차(2015), 13차(2018년), 16차(2021년)의 자료를 사용하였다. 분석대상은 7차(2012년) 조사 기준 19세 이상 34세 이하(청년기본법, 2020) 응답자로 4차례 모두 응답한 청년 중 주요변수의 결측치가 있는 경우를 제외한 총 981명이다.

3. 측정도구
1) 종속변수: 사회적 고립감

사회적 고립감은 타인과의 상호작용이 감소하여 관계망 형성이 어려워 고립상태로 빠져들게 되는 우울, 외로움, 고독감 등 부정적인 심리·정서 상태를 나타낸다. 종속변수인 사회적 고립감은 한국복지패널 내 ‘우울’과 ‘자아존중감 인식’ 척도를 재구성하였다. 이 방법은 김재희, 박은규(2016)의 분석과 동일한 방법1)으로 지금까지 사회적 고립감을 직접 측정한 패널조사가 없기에 대안으로 시도되어 분석결과 해석에는 제한적일 수 있다. 사회적 고립감을 측정하기 위하여 요인분석과 신뢰도분석을 수행하였다. 사회적 고립감 측정에 최종 활용된 문항은 김재희, 박은규(2016)의 연구와 동일한 4문항으로 ‘세상에 홀로 있는 듯한 외로움을 느꼈다’, ‘도무지 뭘 해 나갈 엄두가 나지 않았다’, ‘나는 대체적으로 실패한 사람이라는 느낌이 든다’, ‘나는 가끔 내 자신이 쓸모없는 사람이라는 느낌이 든다’이다. 각 문항은 1점부터 4점까지의 Likert 척도(1=대체로 그렇지 않다, 2=보통이다, 3=대체로 그렇다, 4=항상 그렇다)로 구성되었다. 분석에 활용한 사회적 고립감은 4문항의 평균값으로, 점수가 높을수록 사회적 고립감이 높은 것으로 해석한다. 탐색적 요인분석 진행 후 연도별 사회적 고립감의 신뢰도는 <표 3>과 같다. 연도별 KMO값은 기준치인 0.5보다 높고 Bartlett의 구형성 검정에서도 변수들간의 상관관계가 통계적으로 유의하여 요인분석에 적합한 것으로 나타났다.

<표 3> 
연도별 사회적 고립감 탐색적 요인분석 신뢰도 (n=1,329)
2012년 2015년 2018년 2021년
신뢰도(Cronbach's α) 0.736 0.690 0.735 0.774
KMO(Kaiser-Meyer-Olkin) 측도 0.731 0.713 0.720 0.746
Bartlett의 구형성 검정 Chi-Square 1167.43 1046.25 1406.64 1889.81
df(p) 6*** 6*** 6*** 6***
*p<.05, **p<.01, ***p<.001

2) 독립변수: 청년의 사회자본

신뢰, 호혜성, 네트워크를 사회자본 변수로 구성하였다. 신뢰와 호혜성 측정에 활용된 문항들은 한국복지패널 데이터 중 ‘사회적 환경에 대한 의식’ 영역 내 3년 주기로 측정되는 ‘사회적 자본’ 문항들이다. 그동안 한국복지패널을 사용하여 사회자본을 측정한 다양한 연구들이 진행되었다(김욱진, 2014; 김지훈, 강욱모, 2016; 김진현, 2015; 이나경, 2022). 구체적으로 신뢰는 ‘일반적으로 볼 때, 귀하는 대부분의 사람들을 믿을만하다고 생각하십니까?’를 3점 Likert 척도(1=대부분의 사람들을 믿을 만하다, 2=매우 조심해야 한다, 3=잘 모르겠다)로 측정하였다. 선행연구를 참고하여 1번 답변을 긍정의 개념, 나머지 2번, 3번 답변은 부정 개념으로 ‘0’으로 재코딩하였다. 사회자본 중 신뢰를 단일 문항으로 측정하는 것은 타당도의 문제가 있을 수 있다. 세계가치조사(World Value Survey)에서는 매 조사 신뢰를 단일 문항으로 측정하고 있고(University of Michigan), 다수의 연구에서도 사회자본 중 신뢰를 단일문항으로 측정하는 방식을 사용하는 것으로 확인된다(강내원, 2008; Shah, 1998). 두 번째, 호혜성은 두 문항으로 ‘귀하는 만약 지역사회 내에서 누군가 위급하게 도움을 필요로 하는 경우 기꺼이 도움을 줄 의향이 있습니까?’와 ‘귀하의 지역사회 내에 새롭게 화장시설, 특수학교, 장애인 거주 시설 등과 같은 비선호시설이 입지 한다면 받아들이시겠습니까?’ 답변의 평균으로 구성하였다. 마지막으로 네트워크는 선행연구를 참고하여 한국복지패널에서 매년 측정하는 데이터 중 ‘생활실태 만족 및 인식’ 영역 중 ‘가족관계 만족도는 어느 정도입니까?’와 ‘사회적 친분관계 만족도는 어느 정도입니까?’ 두 문항에 대한 답변의 평균값을 사용하였다. 결국, 사회자본으로서의 네트워크를 인간관계에서 가족관계만족도와 사회관계만족도의 두 가지 측면으로만 측정한 것이다. 사실, 이론적으로 사회자본으로서의 네트워크는 사이즈, 강도, 빈도, 신뢰도 등을 측정하여 분석해야 한다. 하지만, 본 연구에서는 2차 데이터 한계의 대안으로서 네트워크 안에서 관계의 만족도에 초점을 두었다. 따라서, 이러한 방법이 가지는 구조적인 한계가 있어 분석결과 해석에는 제한적일 수 있다. 다만, 선행연구에 따르면, 관계 만족도는 사회 내 구성원들의 상호작용 과정에서 개인의 기대수준이 어느 정도 충족되었는가를 보여주는 것으로서 네트워크 수준을 반영한다고 이해된다(Pavot, Diener, Colvin & Sandvik, 1991). 제한적이지만 나름의 의미 부여는 가능하다고 보는 것이다. 호혜성과 네트워크 문항은 5점 Likert 척도로 측정되었다. 따라서, 호혜성, 네트워크의 평균값은 최소값 1점에서 최대값 5점의 분포를 가지며 점수가 증가할수록 호혜성과 네트워크가 긍정적인 것으로 해석한다.

마지막으로 사회자본 조사가 진행된 연도를 기준으로 사회자본과 각 구성요소에 대한 신뢰도를 파악하였다(참조, <표 4>). 신뢰, 호혜성, 네트워크의 신뢰도는 모든 조사에서 0.6 이상으로 분석되었다. 또한, 전체 사회자본의 신뢰도 평균은 0.63으로 연구를 위한 변수로 활용이 적합하다고 판단하였다.

<표 4> 
측정 연도별 사회자본 신뢰도 (n=981)
사회자본 2012년 2015년 2018년 2021년 사회자본
신뢰도
(Cronbach's α)
신뢰 0.63 0.63 0.62 0.62 0.63
호혜성 0.64 0.62 0.61 0.61
네트워크 0.61 0.59 0.60 0.60

3) 통제변수

본 연구에서 활용한 통제변수는 <표 2>에서 제시한 청년의 사회자본, 취업에 관한 연구와 기존 선행연구 고찰을 통해 청년의 사회적 고립감과 영향 관계가 예상되는 변수를 활용하였다. 구체적으로 청년 개인과 청년이 속한 가정환경에 관련된 변수로 구성하였다. 개인변수로 연령은 한국복지패널 7차조사 시점인 2012년 기준, 청년의 나이 19세부터 34세까지를 연속변수로 활용하였다(청년기본법, 2020). 최종학력은 고등학교 졸업이면 0, 대학 이상 졸업인 경우 1로 코딩하였다. 건강상태는 응답자가 주관적으로 판단한 건강상태를 5점 Likert 척도로 응답하였다. ‘아주 건강하다’ 1점, ‘건강이 아주 안 좋다.’ 5점을 역문항으로 재코딩하여 점수가 높을수록 응답자의 주관적인 건강상태가 좋음을 의미한다. 종교 유무와 동거 여부는 ‘없음‘ 0, ’있음‘ 1’로 사용하였다. 다음은 가족 관련 변수로 가구원 수는 패널 내 자료를 연속변수로 사용하였다. 가구소득은 경상 소득으로, 소득이 음수(-)값인 경우는 소득이 없는 것으로 간주하여 ‘0’으로 재코딩 하였다. 최종적으로 소득에 자연로그값을 적용하였다. 유배우자(결혼, 동거)는 ‘1’, 무배우자(사별, 이혼, 별거, 미혼, 기타(사망 등))를 ‘0’으로 처리하였다.

4) 집단 구분 변수: 청년의 근로 여부

본 연구는 청년을 미취업, 취업(임금근로, 비임금근로) 집단으로 구분하여 비교분석 하였다. 취업 여부의 판단은 한국복지패널 경제활동상태 문항 중 주된 경제활동 참여상태 문항을 활용하였다. 경제활동상태 중 근로형태의 구분은 자활근로, 공공근로, 노인일자리를 제외하고 임금근로자(상용직, 임시직, 일용직), 비임금근로자(자영업, 고용주, 무급가족종사자), 미취업(실업자, 비경제활동인구)으로 구분하였다(진선미, 강은나, 장용석, 2011). 또한, 본연구의 전체 조사 기간인 12년 중 한국복지패널이 사회적 자본을 측정한 2012년, 2015년, 2018년, 2021년 4개 차수 응답 자료를 분석하여 청년의 집단을 구분하였다. 근로유형에 따른 사회적 고립감을 분석(참조, <표 6>) 후 최종적으로 취업상태(임금근로, 비임금근로)를 1회 이상 응답한 경우 취업으로 간주하여 ‘1’, 미취업으로 응답을 한 경우 미취업 청년으로 분류하여 ‘0’으로 코딩하여 취업집단과 미취업집단을 구분하였다. 청년의 노동시장 이행을 종단적으로 분석한 선행연구들도 취업 1회 이상을 불안정취업 또는 취업으로 분류하고 취업 경험이 없는 경우를 미취업으로 분류하여 분석을 진행하였다(김재희, 박은규, 2016; 석민경, 조한의, 2017; 장재윤 외, 2006).

4. 자료분석 방법

본 연구의 종속변수인 사회적 고립감을 측정하기 위하여 타당성과 신뢰성 확보 차원에서 요인분석과 신뢰도 분석을 진행하였고 SPSS ver26을 분석프로그램으로 활용하였다. 이후 종단연구를 위한 패널회귀분석을 위하여 한국복지패널 7차(2012년)의 개인ID를 기준으로 16차(2021년)까지 총 4개 차수의 동일대상을 반복 측정한 자료를 결합하였다. 매 조사의 주요변수인 종속변수와 독립변수에 결측치가 포함될 경우 해당 개인ID를 분석에서 제외하였다. 2012년 개인 ID를 기준으로 나머지 차수의 데이터를 Long type panel data로 통합(merge)하였다. 최종적으로 981명의 응답자가 분석대상으로 선정되었다. 다음으로 청년의 사회적 고립감과 사회자본 수준을 취업여부에 따라 비교하기 위하여 독립표본 t-검정을 실시하였다. 최종적으로 시간 경과에 따른 독립변수인 사회자본 변화의 정도가 종속변수인 사회적 고립감 변화량에 유의미한 영향을 미치는지 종단적으로 규명하기 위하여 확률효과 모형을 적용한 패널 회귀분석을 실시하였다. 확률효과 모형은 시간에 따라 변할 수 있는 청년의 특성을 추정해야 할 모수(parameter)로 간주하여 개인 내, 개인 간 변화를 관찰하고 분석할 수 있어 유리하다(민인식, 최필선, 2013). 패널 회귀분석을 위한 분석프로그램으로는 STATA 14.0을 사용하였다.


Ⅳ. 연구결과
1. 조사대상자의 인구사회학적 특성

본 연구의 대상자는 총 981명이며, 인구사회학적 특성은 <표 5>와 같다. 청년의 취업은 2012년도 602명(60.4%)을 시작으로 매년 증가하여 2021년에는 746명(76.0%)이 취업한 것으로 파악되었다. 교육수준 관련해서는, 대학 이상 졸업은 마지막 조사인 2021년 데이터에서는 793명(80.8%)으로 나타나, 고등학교 졸업 청년대비 약 4배가 높았다. 교육에 재학으로 응답한 경우는 2012년 17.8%에서 2021년 1.2%까지 감소하였다. 2012년 배우자 있음은 371명(37.8%)에서 꾸준히 증가하여 2021년에는 599명(61.1%)이었다. 청년의 건강상태나 가구원 수는 전체 조사기간 동안 유사한 수준으로 나타났다. 마지막으로 연구대상 기준 청년의 사회적 고립감의 평균도 전체 조사기간 동안 유사한 수준으로 나타났다.

<표 5> 
분석대상 청년의 인구사회학적 특성 (단위, 명 %; n=981)
구분 분류 7차(2012) 10차(2015) 13차(2018) 16차(2021)
빈도(비율) 빈도(비율) 빈도(비율) 빈도(비율)
취업여부 미취업 379(38.6) 319(32.5) 268(27.3) 235(24.0)
취업 602(60.4) 662(67.5) 713(72.7) 746(76.0)
근로유형 미취업 379(38.6) 319(32.5) 268(27.3) 235(24.0)
임금근로 566(57.7) 601(61.3) 636(64.8) 652(66.5)
비임금근로 36(3.7) 61(6.2) 77(7.9) 94(9.5)
교육수준 고등학교졸업 201(20.5) 194(19.8) 190(19.4) 188(19.2)
대학졸업 708(79.5) 787(80.2) 791(80.6) 793(80.8)
재학여부 재학 175(17.8) 56(5.58) 24(2.39) 12(1.20)
미재학 806(82.2) 947(94.42) 979(97.61) 979(98.80)
종교 없음 545(55.6) 594(61.0) 637(65.0) 650(66.3)
있음 436(44.4) 387(39.0) 344(35.0) 331(33.7)
동거여부 비동거 86(8.8) 43(4.4) 21(2.1) 12(1.2)
동거 895(91.2) 938(95.6) 960(97.9) 984(98.8)
배우자 없음 610(62.2) 523(53.3) 447(45.6) 382(38.9)
있음 371(37.8) 458(46.7) 534(54.4) 599(61.1)
연령 평균(SD) 27.7(4.17) 30.4(4.17) 33.7(4.17) 36.7(4.17)
건강상태 평균(SD) 4.2(.68) 4.2(.61) 4.1(.60) 4.0(.70)
가구원 수 평균(SD) 3.3(1.16) 3.3(1.20) 3.2(1.19) 3.3(1.17)
가구소득 평균(만원) (SD) 5,213(2,974) 5,905(3,232) 6,780(3,440) 7,820(3,983)
사회적 고립감 평균 (SD) 1.17(0.36) 1.15(0.32) 1.17(0.36) 1.18(0.36)

2. 주요변수 특성
1) 청년의 취업여부에 따른 사회적 고립감

청년을 근로유형에 따른 집단으로 분류하기 위하여 임금근로자(상용직, 임시직, 일용직), 비임금근로자(자영업, 고용주, 무급가족종사자), 미취업(실업자, 비경제활동인구)으로 구분하여 사회적 고립감 수준의 차이를 비교하였다(참조, <표 6>).

<표 6> 
근로유형과 취업여부에 따른 연도별 청년의 사회적 고립감 차이 분석 (n=981)
2012년 2015년 2018년 2021년
Mean (SD) Mean (SD) Mean (SD) Mean (SD)
미취업(a) 1.23(0.41) 1.22(0.40) 1.25(0.47) 1.25(0.46)
임금근로(b) 1.14(0.32) 1.11(0.27) 1.14(0.31) 1.15(0.33)
비임금근로(c) 1.13(0.25) 1.09(0.18) 1.14(0.30) 1.15(0.28)
F (Sheffee) 3.53* (a>b) 14.23*** (a>b,c) 9.33*** (a>b) 6.49** (a>b)
*p<.05, **p<.01, ***p<.001

연도별 Sheffee 사후검정 결과 미취업집단의 사회적 고립감은 다른 취업집단에 비하여 높은 것으로 나타났다. 즉, 청년의 근로유형에 따라 사회적 고립감이 차이를 보이는 것으로 확인된다.

여기서, 비임금근로 청년의 경우 본 연구에서 비교집단으로서 의미가 있는가에 대한 논의가 필요하다. 주로 자영업 혹은 가사지원의 경우에 해당하는데, 사실상 임금근로 청년으로의 진입을 위한 대기 집단의 성격이 강하다고 볼 수 있다. 더하여서, <표 5>에서 확인되듯이 비임금근로 청년은 전체 사례 중 3.7~9.5%에 불과하여 비교집단으로서의 의미가 약하다고 볼 수 있다. 관련하여, 황광훈(2021)은 청년 자영업자의 자영업 지속기간을 분석한 결과, 청년 자영업자 10명 중 4~5명은 2년 내 자영업에서 이탈하는 것으로 나타나 청년의 자영업 유지의 어려움을 논의하였다. 비임금근로 청년의 경우 취업과 미취업집단 사이의 중간집단임을 유추할 수 있는 부분이다. 이상의 결과로 본 연구를 위한 청년집단의 비교유형은 취업(임금근로자, 비임금근로자)과 미취업으로 단순화하여 구분하는 것이 적합하다고 판단하였다.

청년의 근로유형을 파악 후 취업 여부에 따른 사회적 고립감 차이를 비교하기 위하여 각 조사 시점을 기준으로 독립표본 t-Test를 실시하였다(참조, <표 7>). 미취업 청년의 사회적 고립감 수준은 조사 시점이 지날수록 증가 후 수렴하는 경향을 보였다. 취업 청년의 사회적 고립감은 두 번째 조사 시점에서 다소 낮아지기는 하였지만, 전반적으로 유사한 양상을 보였다. 또한, 연도별 t-Test 분석결과 모든 조사에서 미취업 청년의 사회적 고립감은 취업 청년에 비하여 높으며 두 집단 간 사회적 고립감은 통계적으로 유의미한 차이를 나타냈다. 이는 취업이 사회적 고립감 감소에 도움을 준다는 선행연구 결과와도 일치한다(김재희, 박은규, 2016). 즉, 청년에게 취업은 사회적 고립감에 주요 영향을 미치는 주요 요인임을 확인할 수 있는 부분이다.

<표 7> 
취업여부에 따른 연도별 청년의 사회적 고립감 차이 분석 (n=981)
2012년 2015년 2018년 2021년
Mean (SD) Mean (SD) Mean (SD) Mean (SD)
미취업 1.20(0.02) 1.22(0.02) 1.25(0.03) 1.25(0.02)
취업 1.14(0.01) 1.11(0.01) 1.14(0.01) 1.15(0.01)
t-Test 2.64** 5.29*** 4.31*** 3.60***
*p<.05, **p<.01, ***p<.001


<그림 2> 
취업여부에 따른 청년의 사회적 고립감

2) 청년의 취업에 따른 사회자본 특성

미취업 청년과 취업 청년의 사회자본 구성요소인 신뢰, 호혜성, 네트워크 수준의 차이를 취업여부에 따라 비교하기 위하여 수행한 독립표본 t-Test 결과는 <표 8>과 같다. 첫째, 사회자본 구성요소로서의 신뢰와 호혜성의 경우, 4차례 조사연도 및 전체 평균을 비교 결과 집단별로 평균값의 유의미한 차이가 확인되지 않았다. 구체적으로 미취업 청년의 신뢰는 증가하다가 마지막 조사에서 감소하였다. 취업 청년의 신뢰는 첫 조사연도 이후 하락하여 나머지 조사 모두 낮은 양상을 나타내며 뚜렷한 추이를 보이지 않았다. 호혜성 역시 두 집단 모두 조사연도가 증가할수록 증가와 감소를 반복 또는 유지하며 신뢰와 동일하게 뚜렷한 추이를 나타내지 않았다. 둘째, 네트워크의 연도별 t-Test 결과 2015년과 2021년의 미취업 청년의 네트워크 평균점수가 취업 청년보다 통계적으로 유의한 수준에서 낮은 것으로 확인되었다. 네트워크의 전체기간 평균값에서도 동일한 분석결과가 나타났다. 또한, 미취업 청년의 네트워크는 조사연도가 증가할수록 낮아지는 양상이나 취업청년의 경우는 유사한 수준을 유지하는 경향을 보였다. <표 8>의 각 조사시점의 네트워크의 평균값의 차이를 <그림 3>과 같이 도식화하였다.

<표 8> 
취업여부에 따른 연도별 청년의 사회자본 차이 분석 (n=981)
사회자본 취업
여부
2012년 2015년 2018년 2021년 2009 ~ 2018
전체평균
Mean(SD) Mean(SD) Mean(SD) Mean(SD) Mean(SD)
신뢰 미취업 0.46(0.3) 0.49(0.3) 0.51(0.3) 0.43(0.3) 0.45(0.03)
취업 0.52(0.2) 0.48(0.2) 0.49(0.2) 0.48(0.2) 0.49(0.01)
t-Test -1.88 0.25 0.70 -1.34 -01.24
호혜성 미취업 3.49(0.03) 3.38(0.04) 3.51(0.04) 3.40(0.05) 3.45(0.04)
취업 3.56(0.03) 3.37(0.03) 3.53(0.02) 3.53(0.02) 3.49(0.01)
t-Test -1.68 0.17 -0.41 -2.53* -0.95
네트워크 미취업 3.89(0.03) 3.87(0.03) 3.87(0.03) 3.77(0.04) 3.82(0.03)
취업 3.95(0.02) 3.96(0.02) 3.92(0.02) 3.95(0.02) 3.93(0.01)
t-Test -1.89 -2.61** -1.35 -4.44*** -3.82***
*p<.05, **p<.01, ***p<.001


<그림 3> 
취업 여부에 따른 청년의 사회자본 중 네트워크

앞서의 분석결과를 종합하면, 사회자본 구성요소로서의 신뢰, 호혜성, 네트워크 중 취업여부에 따라 네트워크 수준의 차이가 있는 것으로 나타났다. 즉, 미취업 청년의 경우 취업 청년에 비해 상대적으로 낮은 네트워크 수준을 보여주는 것이다. 이는 선행연구에서 취업이 청년의 사회자본 형성과 증가에 도움을 준다는 결과와도 일치한다(김영식, 신철균, 문창주, 2018; Artazcoz, Benach, Borrell & Cortes, 2004). 물론, 이러한 분석결과에서 인과관계 해석에는 양방향이 가능하다고 볼 수 있어 추가분석이 요구되며, 유의가 필요한 것으로 보인다. 즉, 사회자본이 청년의 취업지위에 영향을 줄 수도 있지만, 반대로 취업지위가 청년의 사회자본 형성에도 영향을 줄 수 있기 때문이다.

3) 청년의 사회자본이 사회적 고립감에 미치는 영향에 대한 종단분석결과

본 연구는 청년의 사회자본이 사회적 고립감에 미치는 영향을 종단으로 분석하기 위해 취업과 미취업집단을 구분하여 2012년부터 2021년까지 패널회귀분석을 실시하였다(참조, <표 9>). 미취업 청년집단 연구모형 타당도는 Wald chi2 값이 99.66(p<.001)으로 나타나 확률효과 모형의 적합성 요건을 충족한다고 판단하였고, 모형의 설명력은 37%였다. 또한, 취업 그룹의 연구모형 타당도는 Wald chi2 415.58(p<.001)로 적합하였고, 모형의 설명력은 13%였다.

<표 9> 
청년의 취업여부 별 사회자본이 사회적 고립감에 미치는 영향 패널회귀분석(2012~2021년) (n=981)
미취업 청년 취업 청년
R-sq:
within= 0.09
between= 0.50
overall=0.37
N. of obs = 328
N. of groups= 82
Wald chi2(12)= 99.66
Prob>chi2= 0.000
R-sq:
within = 0.04
between= 0.29
overall=0.13
N. of obs= 3,591
N. of groups= 899
Wald chi2(12)= 415.58
Prob>chi2= 0.000
Coef. Std. Err. Coef. Std. Err.
독립변수 신뢰 -0.053 0.042 -0.030** 0.011
호혜성 0.011 0.032 -0.019* 0.008
네트워크 -0.161*** 0.038 -0.149*** 0.011
통제변수 연령 -0.010* 0.005 -0.001 0.001
교육수준 -0.184* 0.077 -0.034* 0.016
재학여부 -0.143 0.110 -0.017 0.023
건강상태 -0.074* 0.030 -0.044*** 0.008
종교 유무 -0.005 0.050 0.005 0.011
가구원 수 0.029 0.028 0.006 0.005
동거 여부 0.189 0.129 0.036 0.028
가구소득 0.012 0.053 -0.047*** 0.011
배우자 유무 -0.292*** 0.078 -0.066*** 0.013
*p<.05, **p<.01, ***p<.001

취업 여부에 따른 패널회귀분석 결과 네트워크는 취업집단과 미취업집단 모두에게 통계적으로 유의한 수준에서 청년의 고립감에 부정적 영향을 주는 것으로 분석되었다. 2012년부터 2021년까지 시간 경과에 따라 네트워크가 1단위 증가할수록 청년의 사회적 고립감은 통계적으로 유의미하게 .149(취업집단), .161(미취업집단) 단위 감소하였다. 즉, 네트워크의 내용이 긍정적일수록 두 집단 모두에게서 청년의 고립감이 낮아지는 결과를 보여준 것이다. 취업 청년의 경우 네트워크를 포함하여 신뢰와 호혜성이 모두 통계적으로 유의하게 사회적 고립감을 감소시키는 것으로 분석되었다. 즉, 취업과 청년의 사회자본이 관계를 형성하였을 때 청년의 사회적 고립감은 감소한다는 것이다. 하지만 이는 취업에 따른 사회자본의 특성에서 논의한 바와 같이 취업과 사회자본의 영향 관계는 서로 원인과 결과가 될 수 있는 양방향성이 존재하기 때문에 추가분석이 필요한 부분이며, 결과의 해석에는 주의를 필요로 한다.

청년의 사회적 고립감에 영향을 주는 요인에 대한 분석에서 일부 통제변수들 또한 유의하게 분석되었는데, 교육수준, 건강상태, 가구소득, 배우자 유무는 취업집단 청년의 사회적 고립감을 낮추는 것으로 분석되었다. 미취업집단 청년의 경우에는 연령, 교육수준, 건강상태, 배우자 유무가 통계적으로 유의하게 사회적 고립감을 낮추는 것으로 나타났다. 특히, 교육수준, 건강상태, 배우자 유무는 두 청년집단에서 사회적 고립감 감소에 영향을 미치는 통제변수로 확인되었다. 먼저, 교육수준은 다양한 사회참여 기회와 연결될 수 있으며, 결과적으로 이러한 기회가 사회자본 형성에 도움을 준다는 선행연구 결과와 맥락을 같이한다고 볼 수 있다(홍영란, 2006; Huang, Brink & Groot, 2009). 다음으로 청년의 사회적 고립 실태 및 지원 방안 연구(2021)에서는 사회적 고립에 처한 청년일수록 주관적 건강상태가 감소한다는 결과를 제시하였다(유민상, 신동훈, 이민정, 2021). 다만, 주관적 건강상태는 사회적 고립감과 양방향 해석이 존재하기 때문에 해석에는 주의가 필요하다. 마지막으로 배우자 유무는 사회적 고립감 감소에 영향을 미치는 요인으로 선행연구에서 제시한 결과와 일치한다(김재희, 박은규, 2016).


Ⅴ. 논의 및 제언

본 연구의 목적은 취업집단과 미취업집단의 비교분석을 통해 사회자본이 청년의 사회적 고립감에 영향을 주는가를 종단연구를 통하여 규명하는 것이다. 연구의 주요 결과로 청년의 취업여부와 사회자본 중 네트워크는 청년의 사회적 고립감 감소를 위한 핵심요인으로 확인되었다. 서론에서 제시한 세가지 연구질문에 대한 분석결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 청년의 취업여부에 따른 사회적 고립감은 미취업 청년이 4차례 조사 모두 취업집단보다 통계적으로 유의한 수준에서 높게 나타났다. 특히, 미취업 청년의 사회적 고립감은 조사시점이 증가할수록 증가하는 양상을 나타내 취업 청년보다 더욱 사회적 관심이 필요한 집단으로 확인되었다. 이러한 분석결과는 미취업 상태가 청년의 정신건강에 부정적으로 영향을 미친다는 기존 선행연구들의 결과와도 일치한다(김재희, 박은규, 2016; 이훈구 외, 2000; 장재윤 외, 2006). 특히, Artazcoz et al.(2004) 연구에서는 청년의 장기간 미취업 상태가 사회적 지위, 자아존중감, 경제적 편익부재와 관련하여 심리적으로 부정적인 영향을 준다고 주장하였다. 둘째, 취업여부에 따라 일부 사회자본은 차이를 보였다. 사회자본 중 네트워크는 두 번의 조사시점과 전체 평균에서 미취업집단이 취업집단보다 상대적으로 낮게 나타났다. 사회자본 중 신뢰와 호혜성은 두 집단 간 차이 및 조사시점에 따른 뚜렷한 추이를 나타내지 않았다. 마지막으로 종단연구로서의 확률효과모형 패널회귀분석결과, 사회자본 중 신뢰와 호혜성은 취업 청년의 사회적 고립감을 감소시키는 사회자본으로 분석되었다. 다음으로 사회자본 중 네트워크는 미취업 청년 및 취업 청년 모두에게서 고립감을 낮추거나 최소한 완충하는 역할을 하는 것으로 나타났다. Putnam(1995)은 개인이 구성하는 네트워크는 직장과 같은 공식적인 관계와 가족, 친구, 이웃 등 비공식적 네트워크로 구성되며 이러한 사회적 네트워크는 정신건강에 긍정적인 영향을 미친다고 주장한 바 있다. 특히, 미취업 청년에게 네트워크는 사회적 고립감을 감소할 수 있는 유일한 사회자본으로 그들에게 더 중요하고 필수적인 자산임을 의미한다. 본 연구의 결과를 종합하여 보면‘N포 세대’로 대표되는 미취업 청년은 취업청년 대비 상대적으로 사회자본이 취약하고 사회적 고립감도 높았다. 즉, 미취업 청년의 사회자본을 보완하여 취업의 가능성을 증가시키며, 사회적 고립감을 극복할 수 있는 개입방안이 필요함을 시사한다.

이상의 연구결과를 바탕으로 본 연구의 함의는 다음과 같다. 본 연구의 패널회귀분석 결과는 미취업 청년과 취업 청년 모두에게 네트워크가 사회적 고립감을 감소시킬 수 있는 중요한 사회자본임을 보여주고 있다. 사회적 고립감 해소를 위하여 청년이 다양한 네트워크를 형성할 수 있는 정책이 필요함을 확인하게 한다. 이를 위해, 첫 번째로 청년의 네트워크 형성을 위한 지역사회 내 물리적 공간의 지원이 필요하다. 김정숙, 강영배(2017)의 연구에서는 서울시 및 광역자치단체에서 청년활동센터, 오프라인 청년센터 등 청년을 위한 공간을 제공하고 있지만, 여전히 청년 2명 중 1명은 개방형 교류 또는 목적 지향적 공간지원을 요구하는 것으로 조사되었다. 청년들은 이러한 물리적 공간 안에서 자조 집단 운영, 관계 지지 프로그램 참여로 공동체를 형성하며 그 안에서 네트워크를 형성할 수 있을 것이다. 2018년도에 발표한 영국 정부의 "A connected society" 보고서에 따르면 사회적 고립의 문제를 해결하기 위하여 커뮤니티 공간을 필요성을 강조한다. 해당 공간은 고립되기 쉬운 사람들이 모여서 교류할 수 있는 계기를 마련하는 중요한 역할을 하는 것으로 보았다(DCMS, 2018). 또한, 동일 보고서는 개인의 "Connected Society" 구축을 위한 사회적 관계 형성을 위한 파트너십으로 지역사회 인프라 구축의 중요성을 강조하였다.

두 번째로 청년의 사회자본인 네트워크를 형성하기 위하여 청년들의 접근이 수월하고 선호도가 높은 온라인 플랫폼의 활용이 요구된다. 물리적 공간이 턱없이 부족하고 비대면이 활성화되는 현실에서 온라인 공간은 청년의 정보 격차 해소에 도움이 되고 네트워크 형성 프로그램에 참여할 기회를 제공할 것이다. 즉, 디지털 플랫폼은 청년의 생태체계 안에서 정보 접근성을 증가시키고 가상공동체 구성 등 네트워크를 형성에 도움을 줄 것이다. 청년세대는 SNS와 메신저에 기반을 둔 스마트폰에 익숙하고 가상현실에 거부감이 없는 세대이다. 청년들은 스마트 기기를 활용하여 장소에 구애받지 않고 네트워크를 형성할 수 있는 각종 프로그램 참여나 다양한 정보에 접근하고 있다. 또한, 최근 청년에게 관심받는 메타버스(Metaverse) 등 가상공간의 활용은 물리적 공간의 한계를 벗어나 청년이 네트워크를 형성할 수 있는 차세대 기술로 활용될 것이다. 청년을 위하여 단순 획일화된 경제 지원정책에서 벗어나 주변 사람들과 관계를 형성할 수 있는 온라인 공간까지 정책을 확장할 필요가 있는 것이다. 또한, 기존의 온라인사이트들이 오프라인 연계를 위한 전략적 수단으로만 접근하고 있다면, 이를 뛰어넘어 오프라인 비중을 축소하고 온라인접근 자체를 네트워크 형성의 중심으로 하는 접근이 필요할 수 있다. 관련하여, 온라인 커뮤니티에 대한 노서영, 양승연(2020)의 연구에 주목할 필요가 있다. 이들 연구자들은 대표적인 청년 대상의 온라인사이트로서 455만명 이상 가입한 국내 최대 대학생활 어플리케이션 에브리타임을 소개하고 가능성과 한계를 논한 바 있다. 에브리타임은 익명게시판, 강의 정보, 중고거래까지 다양한 연결 서비스를 제공한다. 하지만, 해당 어플리케이션은 사기업의 부족한 관리·감독으로 혐오 및 차별 문제점들이 지속해서 제기되고 있다(노서영, 양승연, 2020). 이와같이 대학생을 대상으로 한 온라인커뮤니티의 성공사례는 공통의 관심사를 갖는 모든 청년을 대상으로 공동체를 구성할 수 있는 온라인커뮤니티 운영의 성공 가능성을 보여준다.

세번째로 미취업 청년과 같이 사회적 고립감을 겪고 있는 청년들을 발굴하고 청년들이 직면하고 있는 사회 구조적 환경을 이해하며, 이들의 고민에 공감하는 심리·정서 지원 프로그램이 요구된다. 더하여 본 연구에서 청년의 네트워크는 ‘가족관계 만족도’와 ‘사회적 친분관계 만족도’를 결합하여 측정하였다. 이는 청년 대상 심리·정서 지원 관련 정책을 수립할 경우 청년이 관계를 긍정적으로 형성하고 유지할 수 있도록 관계회복 프로그램 등도 정책에 반영되어야 함을 시사한다. 특히, 본 연구에서 사회적 고립감이 높은 집단으로 나타난 미취업 청년의 심리·정서 지원서비스의 강화가 필요하다. 청소년 정책연구원에서 진행한 김지경, 이윤주, 이민정(2018)의 연구에서는 20대 청년을 대상으로 분석한 결과, 심리·정서적으로 고위험 집단에 미취업, 여성, 비정규, 고졸 이하 청년들의 비율이 높다고 분석하며, 그동안 청년 대상의 심리·정서 지원을 위한 문제진단과 개별화된 접근이 정부 정책에 반영되지 않고 있다고 비판한 바 있다. 또한, 해당 연구에서는 기존의 고용복지플러스센터나 대학의 상담센터들이 미취업 청년 대상 관련 사업을 수행하고 있으나 역부족이며 불충분하다고 평가한다(김지경 외, 2018). 일부 지자체에서는 미취업 청년의 정신건강을 개선하기 위한 청년 대상 사업을 시도하고 있다. 대표적인 지자체 사업으로 서울시 청년활동지원센터는 미취업 청년수당 사업 참여자를 대상으로 진로·정서 자가진단 평가를 시행하여 심리·정서 위기군을 발굴하고 개별 또는 집단 상담 프로그램을 운영 중이다(이상인, 오미애, 김문길, 전진아, 2021). 한편, 전체 청년을 대상으로 하는 심리·정서 지원정책도 시행되고 있다. 보건복지부는 건강검진 실시기준 개정안을 시행하여 2019년부터 피부양자 청년을 국민건강검진 대상으로 확대하고 우울을 포함한 정신건강검사를 청년층까지 확대하여 시행 중이다(보건복지부, 2018). 사회적 고립을 심각한 사회적 문제로 인식해왔던 일본의 경우 청년에 대한 사회적 고립 해결을 위한 지원을 지속해서 제공하고 있다. 대표적인 지원체계인 '지역청년 서포트스테이션'은 전문가 상담, 커뮤니케이션 훈련, 네트워크 형성, 취업 훈련 등을 통합적으로 지원한다. 현재까지 600만건 이상 이용된 일본의 대표적인 청년 심리·정서 지원프로그램이다(유민상 외, 2021). 이와같이 심리·정서 문제를 겪고 있는 청년들을 지속해서 발굴하고 개별화하여 체계적으로 관리하는 심리적 사회안전망을 구축하는 사업은 지속적인 정책적 관심과 확대가 필요한 것이다.

본 연구의 한계는 다음과 같다. 첫째, 패널데이터의 한계로 사회적 고립감 척도를 편의적으로 구성하였다. 선행연구인 김재희, 박은규(2016)의 연구에서 사용한 방법을 사용하였으나 연구목적에 따라 정교하게 개발된 척도가 아니라 대안적 편의적 척도이기에 방법론적 한계를 벗어날 수 없다고 본다. 둘째, 가장 중요한 변수 중의 하나인 사회자본 구성 변수 역시 동일한 한계를 가진다. 비록 한국복지패널에서 매 3년마다 사회자본을 측정한다고 설정하여 신뢰, 호혜와 관련된 문항들을 측정하였지만, 이 데이터 역시 정교한 측정도구로 보기에는 역부족이라고 할 수 있다. 따라서, 분석결과 해석상에 유의가 필요하며, 보다 정교한 측정도구를 사용한 후속연구가 필요하다. 마지막으로, 사회적 고립감과 사회자본 연구모형은 역 인과관계가 성립될 수도 있다. 사회자본 이론을 바탕으로 한 연구는 상호인과관계에 대한 문제는 항상 존재하며, 거시자료를 활용한 다양한 연구가 시도되어야 사회자본의 인과관계를 명확히 측정하고 파악할 수 있을 것이다. 역인과관계에 대한 한계로 연구결과를 일반화하는 데는 세심한 접근이 요구된다. 물론, 이 과정에서 보다 중요한 것은 연구모형을 설계하면서 어떤 이론과 가설을 사용하는가에 따라 역인과관계의 논란이 해소될 수도 있다는 것이다. 이러한 한계에도 불구하고 본 연구는 패널데이터를 활용한 종단연구를 진행하여 청년세대의 사회적 고립감과 취업 그리고 사회자본의 관계에 대한 이해를 확장했으며, 연구결과를 바탕으로 사회적 고립감을 경험하는 청년세대의 상황을 고려한 맞춤형 개입의 필요성을 강조하였다는 점에서 의미를 찾는다.


Note
1) 김재희, 박은규(2016)는 한국복지패널 내 ‘정신건강’ 영역 중 ‘우울’과 ‘자아존중감 인식’ 척도 문항을 활용하여 사회적 고립감을 측정하였다. 자아존중감과 우울을 측정하는 문항 중 Vincenzi & Grabosky(1987)의 정서적·사회적 고립 척도(ESLI)와 오현숙(2003) 연구의 고립감 측정 문항과 비교하여 10개의 문항을 선정하였다. 타탕성 확보를 위하여 탐색적 요인분석을 실시하였고, 최도우도법으로 추출한 요인부하량이 공통적으로 .50 보다 높게 나타난 4문항을 최종 사회적 고립감 척도로 사용하였다.

Acknowledgments

본 연구논문은 연세대학교 사회복지대학원 BK21 FOUR 사업으로부터 지원받은 논문임.


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