[ Article ]

Journal of Social Science - Vol. 37, No. 1, pp.243-273

ISSN: 1976-2984 (Print)

Print publication date 31 Jan 2026

Received 30 Sep 2025 Revised 03 Dec 2025 Accepted 15 Jan 2026

DOI: https://doi.org/10.16881/jss.2026.01.37.1.243

청년의 사회적 고립과 정책의 역할: 서울 청년 패널조사를 활용한 정책지원의 효과성 분석

백지선 ; 조규철^†

연세대학교

Social Isolation of Youth and the Role of Policy: Analysis of the Effectiveness of Policy Support Using the Seoul Youth Panel Survey

Jeesun Baik ; Gyucheol Jo^†

Yonsei University

Correspondence to: ^†조규철, 연세대학교 행정학과 박사과정, 서울 서대문구 연세로 50, E-mail : qyutori@yonsei.ac.kr 백지선, 연세대학교 행정학과 박사과정(제1저자)

초록

본 연구의 목적은 청년의 사회적 고립에 영향을 미치는 구조적 요인을 분석하고, 서울시 청년정책이 이러한 관계에 어떠한 조절효과를 갖는지를 실증적으로 검토하는 데 있다. 청년의 사회적 고립을 개인적 관계망 부족의 문제뿐만이 아닌 경제적·고용·주거 불안정성과 같은 구조적 조건의 산물로 보고, 기존 연구의 개인 중심 접근을 확장하였다. 이를 위해 서울시 청년패널조사 자료를 활용하여 구조적 불안정성을 독립변수로 설정하고, 청년일자리 및 청년주거 지원정책 이용과의 상호작용항을 포함한 회귀분석을 실시하였다. 분석 결과, 경제·주거 불안정성은 모두 청년의 사회적 고립 수준을 유의하게 증가시키는 것으로 나타났으며, 정책 이용의 조절효과는 불안정성의 유형과 정책 종류에 따라 상이하게 작동하였다. 이는 단일하고 획일적인 지원이 아닌 청년의 상태와 맥락을 고려한 맞춤형 정책 설계의 필요성을 시사하며, 관계 기반 참여 구조, 낙인을 최소화하는 정책 커뮤니케이션, 위기 청년에 대한 유연한 정책 진입 경로 마련이 중요함을 함의한다.

Abstract

This study analyzes the structural factors that shape youth social isolation and empirically tests whether Seoul’s youth policies moderate these relationships. It conceptualizes youth social isolation not only as a lack of personal social ties but also as an outcome produced by structural conditions such as economic, employment, and housing insecurity, thereby extending prior research that has primarily focused on individual-level explanations. Using data from the Seoul Youth Panel Survey, we estimate regression models that include structural insecurity as key independent variables and interaction terms with the utilization of youth employment and youth housing support policies. The results show that economic, and housing insecurity all significantly increase the level of youth social isolation, while the moderating effects of policy utilization vary by the type of insecurity and the type of policy. These findings highlight the need for tailored policy design that accounts for youths’ heterogeneous circumstances rather than relying on uniform support. They also imply the importance of relationship-based participation infrastructures, policy communication that minimizes stigma, and flexible pathways for policy entry for youth facing acute crises.

Keywords:

Social Isolation, Insecurity, Youth Policy, Policy Evaluation

키워드:

사회적 고립, 불안정성, 청년 정책, 정책 평가

1. 서 론

청년 세대가 겪는 사회적 고립은 더 이상 개인의 성향이나 기질의 문제가 아닌, 우리 사회가 직면한 심각한 구조적 위기로 부상하고 있다. 사회적 관계망의 객관적 단절을 의미하는 고립은 뇌과학적으로 물리적 고통과 유사한 사회적 고통(social pain)을 유발하며 개인의 삶을 피폐하게 만든다(Eisenberger, Lieberman, & Williams 2003). 이 고통은 청년의 정신적·신체적 건강을 악화시킬 뿐만 아니라, 장기적으로는 노동생산성 저하와 사회적 비용 증가로 이어져 공동체 전체의 활력을 저해하는 핵심 요인으로 지목된다(최영준, 김아래미, 김성아, 한은아, 임소현, 이한빈, 최유리, 2023; Boco, Hallstrom, Ofori Dei, Onyeso, Sowunmi, Swanepoel, & Wilson, 2023). 특히 학업, 취업, 주거 마련 등 생애주기상 필요한 다양한 과업을 수행하며 불안정한 전환기를 거치는 청년층은 경제적, 고용, 주거의 다층적 불안정성에 쉽게 노출되며, 이는 심리적 위축과 관계 단절을 촉발하여 사회적 고립을 심화시키는 악순환의 고리가 된다.

이러한 청년의 사회적 고립이라는 사회적 문제를 완화하기 위해 중앙정부와 지방자치단체는 일자리, 주거, 금융 등 다방면에 걸친 지원 정책을 활발히 추진하고 있다. 그러나 이러한 정책적 노력이 과연 청년들이 체감하는 고립감을 실질적으로 줄이는 데 효과적인지에 대한 논의는 아직 초기 단계에 머물러 있다. 기존 연구들은 주로 고립의 원인을 규명하거나 실제 청년들의 고립상황을 관찰하여 정책의 필요성을 제언하는 것이 주였다. 그러나 실제 시행된 정책이 사후적 효과가 있었는지, 그리고 어떤 조건 하에 어떠한 경로를 통해 효과가 발생하는지에 대한 실증적 검증은 부족한 실정이다. 또한 개인마다 처한 상황에 따라 다른 정책효과가 발생할 수 있다. 예를 들어 주거가 안정되었으나 일자리가 없는 청년, 일자리가 있으나 현재 직장 상황에 불안감을 느끼고 이직을 원해 일자리 프로그램에 참여 중인 청년, 이러한 일자리 프로그램에 참여하고 있으나 기대치에 미치지 못했다고 생각한 청년 등 다양한 상황에 따라 정책효과는 다를 것이다.

특히 정책 효과를 경제적 자원 보충의 관점에서만 바라보는 것은 한계가 있다. 사회적 고립은 자원의 고갈 자체보다도 그것이 궁극적으로 야기하는 심리적 위축과 깊이 연관되어 있으며, 다른 심리적 메커니즘과도 관련있기 때문이다. 자원보존이론(Conservation of Resources Theory)에 따르면, 자원이 부족한 개인은 추가적인 손실을 막기 위해 사회적 관계와 같은 에너지 소모가 큰 활동을 포기하게 된다(Hobfoll, 1989). 또한 자기결정이론(Self-Determination Theory)은 인간의 건강한 기능이 자율성, 유능감, 관계성이라는 기본적인 심리적 욕구의 충족에 달려있다고 설명한다(Ryan & Deci, 2020). 이러한 관점에서 볼 때, 정책의 진정한 효과는 단순히 물질적 지원을 수행하면 정책효과가 발생하는 것이 아닌, 고갈된 심리적 자원을 회복시켜 근본적인 심리적 욕구를 충족시켜 줌으로써 사회적 관계를 맺을 내적 동기와 여력을 회복시켜주는 데 있다고 볼 수 있다. 그러나 선행연구들에서는 정책효과를 설명하는 데 있어 심리적 메커니즘에 대한 이해를 통해 논의한 연구는 부족해 본 연구에서는 이러한 심리적 메커니즘과 함께 논의를 수행하고자 한다.

또한 한국 사회의 독특한 사회적 맥락 상에서 현상을 논의하고자 한다. 한국 사회는 강한 관계지향적·집단주의적 문화를 가지고 있으면서도, 동시에 1인 가구의 급증과 같은 급격한 사회 구조적 변화로 인해 실제 관계 형성은 어려워지는 모순적 상황에 놓여 있다. 이러한 독특한 맥락은 집단에 소속되지 못했을 때의 소외감을 증폭시키고, 정책 수혜 경험에 있어서도 타인의 시선이나 사회적 낙인(stigma)에 더 민감하게 반응하게 만들 수 있다. 따라서 한국적 맥락을 고려한 정책 효과 분석은 더욱 정교한 접근을 요구한다.

이에 본 연구는 청년의 사회적 고립이 다층적인 불안정성에서 비롯된다는 점에 주목하고, 이에 대응하는 정책적 개입의 효과를 심리적 메커니즘을 내포한 실증 분석을 통해 규명하고자 한다. 이를 위해 서울시 청년들이 경험하는 경제적, 고용, 주거 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향을 살펴보고, 이 과정에서 서울시의 대표적인 청년 지원 정책인 일자리 및 주거 지원 정책의 이용 경험이 어떠한 조절효과를 나타내는지 검증하고자 한다. 이를 통해 정책의 효과가 단순히 수혜 여부가 아닌, 정책 설계 방식과 수혜자의 조건이 상호작용하는 복잡한 과정 속에서 발현됨을 밝힘으로써, 청년 고립 문제에 대한 보다 정교하고 실효성 있는 정책 설계를 위한 중요한 학술적·정책적 함의를 제공할 수 있을 것이다.

2. 이론적 배경

1) 사회적 고립과 외로움

사회적 고립이란 개인이 사회적 관계와 상호작용에서 단절된 상태를 의미한다(Cacioppo & Hawkley, 2009). 가까이는 가족부터 시작해 친구, 직장동료, 멀리는 지역사회와 국가와의 관계에 있어 지지를 받지 못하고 네트워크 내의 참여가 결여된 상황에 처했을 때 사회적 고립에 처했다고 할 수 있다. 따라서 사회적 고립은 객관적인 지표, 즉 얼마나 관계를 맺는지, 얼마나 그 관계에서 시간을 소모하는지와 같이 객관적인 지표로 측정할 수 있다(Freak-Poli, R., Kung, C. S., Ryan, J., & Shields, M. A., 2022; Kung, Pudney, & Shields, 2022). 사회적 고립은 많은 문제를 만들어 낸다. 인간관계에서는 부정성편향과 관계에 있어 자기방어 수준을 높이고, 건강상태에 있어서는 노화를 가속화시키거나 면역력까지 낮춘다(Cacioppo & Hawkley, 2009). 또한 이러한 현상이 깊어지면 사회적 고립감을 더욱 가속화시킨다. 이러한 현상은 기본적으로 고립된 상황 자체에서 오는 문제도 있으나, 결국 내재된 외로움의 감정으로 인해 발현되기 때문에 관련 연구들에서는 구체적인 사회적 고립에 대한 이론적 논의를 수행할 때 외로움(loneliness)에 대한 논의를 함께 수행한다(백지혜, 류병주, 2024; 안진호, 최재성, 2022). 사회적 고립에 비해 외로움은 주관적인 개념이며, 자신이 추구하는 이상적 사회적 관계와 현실에서 충족되지 않음 사이의 유격에서 나타난다. 칼 융은 그의 저서에서 외로움은 내밀한 생각을 타인과 공유하지 못하거나 자신 자체에 대해 어떤 것인지 이해받지 못할 때 발생한다고 한다. 인간은 기본적으로 사회적 종으로서, 다른 개체와의 상호작용을 통해 자신의 정체성을 인지하면서 심리적인 안정감을 얻기 때문이다. 집단적 생활을 추구하는 인간에게 있어 집단에서 배제당하는 것은 곧 생존확률을 낮추는 위험요인으로 작동하기 때문에 배제당한다는 외로움의 감정은 위협으로 받아들여진다(Cacioppo & Hawkley, 2009). 그리고 이러한 불편한 감정을 해소하기 위해 사회적인 관계를 회복하려는 동기로 이어진다. 따라서 외로움은 생존에 있어 필요한 기능이라고도 할 수 있다. 그러나 사회적인 고립이 일정 수준으로 심화되거나 필요 이상으로 장기화될 경우, 외로움을 느끼는 강도는 고통을 동반하여 개인에게 심각한 영향을 미친다. 외로움은 사회적 고통이라고도 하는데, ‘고통’이라는 명칭을 붙인 이유는 실제로 관계에서 배제당할 때 발현되는 외로움으로 인해 물리적 고통이 주어졌을 때와 유사하게 뇌에서 반응하는 데서 기인한다(Eisenberger et al., 2003). 이와 관련된 뇌과학 연구 중 가장 저명한 연구인 Cyberball 연구에 따르면, 가상 공놀이에 참여하는 실험참가자들 중 일부를 의도적으로 공 주고받기에서 제외(배제)했을 때, 이들이 느낀 ‘소외감’은 실제 고통을 느꼈을 때와 유사한 정도로 전측 대상회(Anterior Cingulate Cortex, ACC)를 자극한 것으로 나타났다.

이러한 사회적 고통을 느끼게 되면 뇌는 고통에 대비하기 위해 자기보호 상태, 즉 방어적 상태에 돌입하게 되고 이러한 상태가 지속되면 외부의 사회적 반응에 더 부정적이고 민감하게 반응하여 사회적 관계에 있어 해석의 타당성은 더욱 떨어지게 된다(Vanhalst, Gibb, & Prinstein, 2017; Shintel et al., 2006). 예를 들어 설명하면 친구가 나에게 맛있는 도넛을 주었을 때, 그 도넛이 일반적인 호의에서 주는 것이 아닌 무슨 목적이 있어서 주는 것이라고 의심하거나, 심하게는 도넛이 상한 것일 것이라고 생각하게 되는 것이다. 따라서 이러한 상태는 타인과의 사회적 관계를 맺는 것 자체를 어렵게 하여 더욱 외로운 상황에 놓이게 만든다. 악순환이 반복되는 것이다. 따라서 사회적 고립이 심화될수록 외로움을 심화시키며, 또다시 사회적 고립에 놓이게 한다. 즉 사회적 고립은 상태임과 동시에 사람과의 관계가 필요하지만 다가가지 못하게 하는 요인으로 작동하는 것이다. 관계에 영향을 줄 뿐만 아니라 생체적인 반응과 결부되어 다양한 건강상의 문제를 일으키기도 한다.

이러한 사회적인 고립은 앞서 언급한 대로 개인 차원에서, 건강상 문제에서 그칠 뿐 아니라 사회, 경제적 문제로 이어진다. 고립된 개인은 우울증과 자살위험, 심혈관 질환 등 정신 및 신체적 건강상 문제에 쉽게 노출되며, 이는 의료비와 복지예산과 같은 명시적인 재정부담 상승을 이끌어 낼 뿐만 아니라 사회적 침체를 야기할 수 있다(MacLeod, Tkatch, Ahuja, Albright, Schaeffer, & Yeh 2022; Shankar, McMunn, Banks, & Steptoe, 2011). 또한 대인관계 회피, 자기효능감 감소로 인해 사회활동을 덜 하게 되는 것은 노동의 질을 감소시킬 수 있다(Ozcelik & Barsade, 2018). 이러한 위험성으로 인해 우리나라를 비롯한 세계 각국에서는 정책적인 개입대상으로 보고, 활발한 정책적 투입이 이루어지고 있다. 특히 영국과 같은 국가의 경우 이러한 고립을 공중보건위협으로 규정할 만큼 심각한 문제로 설정하고 있다(BBC, 2018).

2) 우리나라 청년의 사회적 고립

이러한 사회적 고립은 전 연령에 걸쳐 중요한 문제이지만, 청년세대에서 더욱 주목받는다. 청년세대의 특성상 사회적 고립에 처할 위험도 상대적으로 더 높은 편이며, 특히 최근들어 청년층의 사회적 고립이 사회적으로 미치는 잠재적 영향은 상대적으로 커지고 있다. 먼저 청년기는 사회적으로 가장 활발히 활동하는 시기이다. 학업, 취업과 주택마련과 같은 경제적 독립, 새로운 가정을 이루는 결혼에 이르기까지 미래의 사회적 기반을 마련하기 위해 달성해야 할 과업을 달성해야할 시기이다. 그러나 이러한 과업달성 과정에는 꼭 달성만이 있는 것이 아니다. 달성을 시도하는데 있어 좌절되는 일이 발생할 수 있다. 이러한 좌절이 있을수록 심리적으로 위축되면 동기가 좌절되고 사회적응에 어려움을 겪어 고립에 처하게 될 확률 역시 높아지기 때문이다(김정인, 2023; Ryan & Deci, 2010). 특히 재정적 이유에 의한 걱정이 클수록 심리적 고통이 커진다. 연구에 의하면 재정수준이 통제되더라도 미혼, 실업상태, 임차인일수록 이러한 고통을 느끼는 확률이 커지는데, 자연히 이러한 특성을 동시에 가지게 될 청년층일수록 고통을 느낄 확률이 더 높게 나타날 것이다(Ryu & Fan, 2023). 즉 청년기는 생애주기 상 재정적 여유가 없으며, 과업달성에 대한 압박과 좌절로 인해 사회적 고립에 처하게 될 위험이 높은 시기라는 것이다. 또한 이러한 과정에서 증가하는 청년층의 사회적 고립은 개인측면에서는 학업 및 취업, 경제적인 부의 축적 과정에서 사회적 관계에서 얻는 기회의 감소로 이어지며, 국가 전체적으로는 장기적인 생산력 저하로 이어질 수 있다(Boco et al., 2023; Bek, 2017).

이렇게 청년의 사회적 고립문제는 사회적으로 중요한 문제로 다루어져야 함에도 불구하고, 최근까지 우리나라에서는 이를 개인의 고립과 외로움의 문제로 한정하거나 성격의 문제로 한정해 왔다. 그러나 이러한 인식과 함께 한국의 독특한 문화적 맥락은 오히려 개인의 사회적 고립을 심화시키는 요인으로 작동하고 있다. 먼저 문화적으로 한국은 집단적인 문화로 인해 관계, 집단지향적인 풍토를 가지고 있으며, 따라서 관계를 중심으로 외로움의 정서가 발현된다(안수정, 고세인, 김수림, 서영석, 2023; 서영석, 안수정, 김현진, 고세인, 2020). 다른 문화권에 비해 ‘우리’라는 소속감 더 강하며, 이러한 소속감은 집단 내에서 호혜적인 상호작용을 도와왔다. 그러나 집단에 속하지 못할 경우 소속감에서 오는 혜택을 누리지 못함은 물론, 그 집단으로부터의 소외감과 배척감이 심화되어 개인에 있어 불안감과 더 깊은 외로움을 경험하게 하는 기제로도 작동한다(Park et al., 2017). 또한 집단에 속한다고 해서 외로움을 경험하지 않는 것이 아니다. 오히려 관계 속에서도 자신의 내밀한 것을 누군가에게 말하지 못한다거나 이상적인 관계와 현실 사이에서의 괴리감, 타인과의 비교로 인해 외로움이 심화되며 이는 우울감을 불러일으킬 수 있다(안수정 외, 2023).

이러한 관계지향적인 문화가 주는 효용과 대비되는 비용부담은 현대에 접어들며 더 커지고 있는데, 도시화나 디지털화로 인해 관계지향을 추구하고 소속감에 대한 욕구를 충족하기는 더 어려워지고 있기 때문이다. 1인 가구화, 지역공동체의 해체, 디지털화로 인한 비대면 관계의 증가로 인한 실제적 관계에 대한 접근성 감소 등 사회구조 변화는 개인이 고립 상태에 놓이기 쉬운 환경을 조성하고 있으며, 이러한 현상은 점차 심화되고 있다(Sharaievska & Stodolska, 2017; Yoon & Kwon, 2024). 예컨대, SNS가 발달하며 스마트폰 디스플레이에서 관계를 맺을 수 있는 가능성과 그 관계에 투입하는 시간은 늘었으나, 상대적으로 실제 대면관계에 투입할 자원은 줄어들게 된 것이다. 그러나 이러한 비대면 관계는 실제적으로 사회적 고립을 해결하는데 있어 진정한 관계라 보기는 어렵다(안수정 외, 2023). 이렇게 관계지향을 추구할 수 있는 여건은 악화되었음에도 불구하고 여전히 문화적으로 관계지향적인 풍토가 자리하기 때문에 이 유격은 부정적인 악순환을 더 심화시키는 요인으로 작동하고 있다. 최근 들어 청년의 사회적 고립으로 인한 다양한 부작용이 실체적으로 드러나고 있다. 최영준 외(2023)의 연구에 따르면 고립청년은 고혈압, 당뇨, 우울증, 불안장애에 상대적으로 더 노출되며, 경제활동을 하지 않을 확률이 일반 청년보다 2.64배 높으며, 이로 인해 6조 1천억원 가량의 소득 손실이 발생하는 것으로 나타났다. 우리나라 청년이 직면한 사회적 고립은 기존의 한국 고유의 문화적 배경과 시간이 지나며 변화하는 환경과 합쳐져 단순히 개인적 차원의 문제를 야기하고 있음은 물론, 생산성 저하와 인력 공급 감소를 통해 국가 전반에 부정적 영향을 미치는 구조적 위기로 확장되고 있는 것이다.

3) 청년의 불안정성과 사회적 고립

사회적 고립과 외로움의 성격을 전제할 때, 청년의 사회적 고립을 설명하는 핵심 변수는 청년이 직면한 다차원적 불안정성이라 볼 수 있다. 불안정성은 위험한 상태에 처함 혹은 안정되지 않은 상태를 의미한다(박나리, 김교성, 2021). 특히 청년세대의 불안정성은 경제, 주거, 고용 차원에서 목표를 달성하지 못할 경우, 그 여파가 상호작용하며 누적되는 상태로 이해할 수 있다. 소득의 낮음과 변동성, 학자금·생활비·전세보증금 대출 등으로 대표되는 재정 압박, 과도한 주거비와 불안정한 점유형태·빈번한 이주, 실업과 비정규·단시간·플랫폼 노동, 예측 불가능한 근로시간과 경력단절 등은 서로를 강화한다(박나리, 김교성, 2021). 이와 같은 상태는 개인의 선택이라기보다 상황적 제약의 집합이며, 앞서 살핀 외로움의 사회적·신경생물학적 메커니즘과 결합할 때 고립의 악순환을 촉발하는 토대가 된다(박나리, 김교성, 2021; Cacioppo & Hawkley, 2009; Eisenberger et al., 2003).

구체적으로 첫째, 자원 차원의 경로에서 경제적 불안정성은 관계 형성·유지 활동의 직접비용과 기회비용을 동시에 끌어올린다. 모임 회비, 교통비, 선물 관습과 같은 관계를 위한 비용은 가처분소득이 낮고 소득 변동성이 큰 청년에게 더 가파르게 체감되며, 취업 준비와 추가 자격 취득에 투입되는 시간으로 인해 사회적 관계를 맺는 활동에 배정할 시간을 줄인다(Matilla-Santander, Jonsson, Kreshpaj, Orellana, Benach, Badarin, & Bodin, 2022). 결과적으로 대면 만남의 빈도와 체류시간이 단축되고, 취업·주거·생활정보가 흐르는 사회적 연결이 먼저 축소된다. 자원보존이론에 비추어 보면 초기 자원 손실에 대한 압박은 추가 손실을 불러오는 손실 나선을 만드는 것이다. 즉, 경제적 압박은 곧 사회적 자본의 고갈로 이어지며, 고립을 완화할 관계 인프라가 약화시키는 것이다. 둘째, 이러한 경제적 압박에 영향을 미치는 변수이자 사회적 정체성 형성과 맡물린 고용에 대한 불안정이다. 고용은 경제적 자원을 벌어들이는 경로임과 동시에 사회적으로 역할을 수행하는 경로이다. 고용이 불안하다면 경제적 자원에 압박을 느낌과 동시에 사회적 유대를 형성하거나 사회적 자본을 구축하는데 있어 악영향을 미친다(안진호, 최재성, 2022; Su & Dunifon, 2017).

셋째, 고용과 함께 주거의 불안정은 시간대·공간대의 어긋남을 통해 청년을 공동체의 리듬에서 이탈시킨다. 야간·주말·교대 등 비표준 노동시간은 또래 및 가족 간의 생활 리듬을 분리해 정기적 모임 참여와 비공식 네트워크 축적을 어렵게 만들고, 사회적 유대형성을 제한한다(Su & Dunifon, 2017; Macmillan & Shanahan, 2021). 동시에 단기 임대·전월세 순환, 고시원·소형 원룸, 과밀·낮은 프라이버시와 같은 주거 조건은 이웃과 지역 기반의 연결을 축적할 기회를 사전에 차단한다(박상아, 박수정, 김연주, 2019). 부모와의 비자발적 동거는 성인기 역할 전환의 리듬을 지연시켜 또래 네트워크와의 동기화를 어렵게 하며, 이는 관계의 질과 깊이를 낮춘다. 결과적으로 청년은 지역사회·직장·학교라는 세 축 어디에서도 안정적으로 의존할 관계를 형성하는 지점을 찾기 어려워진다.

이 세 경로는 상호 간에 증폭적 영향을 미칠 것이다. 예컨대 고용 불안정은 소득 변동성을 키우고, 이는 주거 불안정으로 전이되어 이사 빈도와 통근시간을 늘린다. 늘어난 피로와 시간 제약은 참여를 더 감소시키고, 참여 감소는 다시 정보 접근성과 추천·소개의 기회를 줄여 고용 불안정을 지속시킬 가능성을 높인다. 앞서 설명한 우리나라의 맥락에서는 이러한 악순환의 정서적 비용이 더 크게 작동한다. 관계·소속 중심의 규범이 강한 문화에서 소속 실패는 수치심과 불안을 증폭하며, 도시화·1인 가구화·디지털화로 오프라인 관계를 유지하기 어려워진 구조 변화가 겹치면서, 관계지향의 규범 속에서 관계기회의 부족 사이의 간극이 커진다. SNS와 같이 다양한 형태의 상호작용이 늘어도 그것이 대면관계를 충분히 대체하지 못한다는 점은 선행연구에서 이미 지적되어 왔다(안수정 외, 2023). 이처럼 규범과 구조의 충돌은 불안정성에 의해 촉발된 방어-회피 루프를 더욱 빠르게 고착시킬 수 있다. 구체적으로 정서·인지의 경로에서 불안정성은 만성 스트레스를 통해 방어적 인지와 부정성 편향을 강화할 수 있다. 즉 재정 스트레스, 불안정 고용, 불안정 거주와의 결합은 이러한 스트레스를 촉진하여 사회적 관계에 악영향을 미칠 수 있는 것이다(변금선, 이혜원, 2018; Belvis et al., 2022). 따라서 사회적 배제와 맞물려 이러한 경험이 반복될 때 사회적 고통이 고착화된다(Eisenberger et al., 2003). 이러한 선행연구들의 논의에 따라, 청년들의 불안정성의 주 축은 고용과 주거, 경제적 불안정성이 사회적 연결을 붕괴시킨다는 본 논문의 메커니즘과 접점을 이룬다. 결국 청년의 사회적 고립은 성격이나 개인 선택의 산물이 아니라, 다차원적 불안정성이 자원·정서·구조의 경로를 통해 촉발하고 유지하는 구조적 결과로 이해되는 것이다. 따라서 현재 정부에서 시행하고 있는 여러 청년 지원정책들은 이러한 불안정성을 완화할 가능성을 가지고 있다. 이러한 논의와 함께 다음의 연구가설을 도출할 수 있다.

∙H1: 청년의 경제적 불안정성이 높을수록 사회적 고립을 심화시킬 것이다.
∙H2: 청년의 고용 불안정성이 높을수록 사회적 고립을 심화시킬 것이다.
∙H3: 청년의 주거 불안정성이 높을수록 사회적 고립을 심화시킬 것이다.

4) 정부의 청년 지원 정책

정부는 앞서 논의된 청년들이 직면한 다양한 어려움, 특히 경제적 불안정, 취업난, 주거 문제 등에 대응하기 위해 다각적인 청년 지원 정책을 시행하고 있다. 이러한 정책들은 명시적으로 사회적 고립 해소를 목표로 설계되지는 않았으나, 결과적으로 청년들의 생활 안정과 사회 참여를 촉진함으로써 사회적 고립 완화에 기여할 수 있는 잠재력을 가진다. 주요 정책은 다음과 같다. 첫째, 취업 및 이와 관련된 역량 개발을 지원하는 정책들이다. 일자리는 직장으로 얻는 사회적 관계와 경제적 소득, 일 자체로 얻는 효능감을 줄 수 있어 여러 청년 지원정책들 중에서도 가장 기본적인 정책이다(이수비, 신예림, 윤명숙, 2022). 일자리 제공 및 직무역량강과 관련된 직업 훈련 강화, 인턴십 및 일경험 제공 프로그램, 창업 지원 등이 포함된다. 대표적으로 기업과 연계해 실무중심의 교육과 인턴십 기회를 제공하는 ‘서울형 청년인턴 직무캠프’, 공공기관을 중심으로 일경험을 제공하는 ‘서울 매력일자리(구 서울형 뉴딜일자리사업)’이 있다. 미취업 상태가 사회적 고립감을 심화시킨다는 연구 결과(안진호, 최재성, 2022)에 비추어 볼 때, 청년들에게 안정적인 소득 활동 기회를 제공하고 직무 관련 기술 및 경험을 쌓게 함으로써 사회적 역할을 부여하고 소속감을 증진시키는 데 중점을 둔다. 둘째, 주거 안정지원 정책이다. 청년 맞춤형 공공임대주택 공급 확대, 월세지원, 기숙사 지원 등은 생계에 있어 가장 기본적인 주거의 안정을 도모하여 주거 불안정에서 오는 스트레스를 경감시키고, 안정된 환경에서 사회 활동에 참여할 수 있는 기반을 마련하는 데 목적이 있다. 이러한 주거지원은 한국토지주택공사, 서울주택도시공사, 그리고 각 지방자치단체에서 수행하고 있다. 셋째, 경제적 자립을 지원하는 정책이다. 구직촉진을 위한 청년수당, 직접적인 소득 보전 및 자산 형성 지원, 학자금 대출 이자 감면 및 상환 유예, 대중교통비 지원 등이 이에 해당한다. 이러한 정책들은 청년기 재정적 압박을 완화하여 심리적 안정을 도모하고, 경제적 제약으로 인한 사회 활동 위축을 줄여 관계 형성 및 유지에 필요한 최소한의 기반을 제공하는 것을 목표로 한다(Ryu & Fan, 2023). 넷째, 심리·정서 및 관계망 형성 지원 정책이다. 청년 마음건강 지원사업을 통한 전문 심리상담 서비스 제공, 지역사회 정신건강복지센터 연계 강화, 멘토링 프로그램 운영, 청년 공간 및 커뮤니티 활동 지원 등이 있다. 이는 고립으로 인한 우울, 불안 등 정신건강 문제에 직접 대응하고, 한국의 관계 지향적 문화 속에서 소속감을 느끼지 못하거나 건강한 관계 형성에 어려움을 겪는 청년들에게 정서적 지지망과 사회적 교류 기회를 제공하고자 한다(안수정 외, 2023; Park et al., 2017). 가장 최근들어 시행되고 있는 정책이며, 고립·은둔 청년을 발굴하고 맞춤형 지원을 제공하는 사업들도 점차 확대되는 추세이다.

이처럼 한국의 청년 지원 정책은 고용, 주거, 경제, 심리 등 다양한 영역에 걸쳐 이루어지고 있다. 비록 각 정책의 일차적 목표는 다를 수 있지만, 이러한 다각적인 지원 체계는 청년들이 생애 과업 달성 과정에서 겪는 어려움을 완화하고 사회적 관계망을 형성·유지할 수 있는 자원을 제공함으로써, 본 연구에서 주목하는 사회적 고립 문제에 긍정적인 영향을 미칠 수 있는 환경을 조성한다. 이어지는 장에서는 이러한 정책들이 구체적으로 어떤 메커니즘을 통해 청년의 사회적 고립을 완화하는 효과를 나타내는지 구체적으로 살펴보고자 한다.

5) 정책 개입의 매커니즘

청년들이 겪는 다차원적 불안정성이 사회적 고립으로 이어지는 과정에서 정부의 지원 정책은 중요한 보호 요인으로 작용할 잠재력을 가진다. 정책의 효과는 단순히 경제적 자원을 보충하는 것을 넘어, 불안정성으로 인해 고갈된 심리적 자원을 회복시키고 사회적 관계를 맺을 내적 동기와 여력을 복원하는 메커니즘을 통해 발현된다. 이러한 정책의 조절적 역할은 자기결정이론과 자원보존이론을 통해 심층적으로 설명될 수 있다.

첫째, 자기결정이론(Self-Determination Theory)은 인간의 건강한 기능과 심리적 안녕이 자율성, 유능감, 관계성이라는 세 가지 기본 심리적 욕구의 충족에 달려있다고 본다(von Deylen & Wichardt, 2025; Ryan & Deci, 2020). 불안정성은 이러한 핵심 욕구를 직접적으로 위협한다. 경제적 압박은 선택의 폭을 제한하여 자율성을 훼손하고, 반복되는 취업 실패는 유능감에 상처를 입히며, 잦은 이사와 비정규직 노동은 안정적인 관계 형성을 방해하여 관계성 욕구를 좌절시킨다.

이러한 상황에서 정부의 지원 정책은 각 욕구를 충족시키는 중요한 자원으로 기능할 수 있다. 예를 들어, 일자리 지원 정책은 단순히 소득을 제공하는 것을 넘어, 청년이 스스로의 의지와 가치관에 따라 행동할 기회를 제공함으로써 자율성을 높일 수 있다(Ryan & Deci, 2020). 또한 직업 훈련이나 일 경험 프로그램은 직무 능력을 향상시켜 유능감을 느끼게 하고, 직장이라는 새로운 사회적 공간은 동료와의 상호작용을 통해 관계성 욕구를 충족시키는 기회를 제공한다. 이처럼 일자리 지원은 심리적 욕구를 다각적으로 충족시킴으로써, 경제적·고용 불안정성이 야기하는 심리적 위축과 사회적 고립의 악순환 고리를 끊는 데 기여할 수 있다. 주거 불안정성 역시 안정적인 일자리를 통해 해소될 수 있는 기반이 마련되므로, 일자리 정책은 주거 불안정이 사회적 고립에 미치는 부정적 영향 또한 완화할 수 있다.

주거 지원 정책 역시 마찬가지다. 안정된 주거 환경은 타인의 통제에서 벗어나 자신만의 공간을 꾸리고 삶을 계획할 수 있는 기반을 제공하여 자율성을 증진시킨다. 또한, 주거 불안정으로 인한 잦은 이사와 열악한 환경에서 벗어나게 함으로써, 지역사회에 소속감을 느끼고 이웃과 관계를 맺을 수 있는 심리적, 물리적 여유를 제공하여 관계성 욕구 충족을 돕는다. 이는 경제적 불안정으로 인한 주거비 부담과 고용 불안정으로 인한 잦은 이주 스트레스를 완화시켜, 이로 인한 사회적 고립 심화를 막는 완충재 역할을 한다.

둘째, 자원보존이론(Conservation of Resources Theory)의 관점에서 사회적 고립은 자원의 고갈 상태로 이해할 수 있다(Freak-Poil et al., 2022; Ryu & Deci, 2020). 이 이론에 따르면, 개인은 자신의 자원(물질적, 사회적, 심리적 자원 등)을 보존하려는 동기를 가지며, 자원의 손실이나 위협을 경험할 때 스트레스를 받는다(Egozi et al., 2022; Hobfoll, 1989). 경제적, 고용, 주거 불안정성은 청년의 핵심 자원을 고갈시키는 주요 스트레스 요인이다. 자원이 부족해진 청년은 추가적인 손실을 막기 위해 사회적 관계 형성과 같이 에너지가 소모되는 활동을 회피하게 되고, 이는 결국 사회적 고립으로 이어진다.

청년 지원 정책은 이러한 자원 손실의 악순환을 차단하는 역할을 한다. 일자리 지원은 소득이라는 핵심적인 경제적 자원을 직접적으로 보충해주고, 직무 기술이라는 인적 자본을 축적하게 한다. 주거 지원은 주거 안정성이라는 필수적인 자원을 제공하고, 주거비 부담을 덜어줌으로써 다른 활동에 투입할 수 있는 경제적 자원을 확보해준다. 이렇게 정책을 통해 자원을 보충받은 청년들은 자원 고갈의 압박에서 벗어나 스트레스 수준을 낮출 수 있다. 이는 타인과 관계를 맺고 사회 활동에 참여하는 데 필요한 심리적 에너지를 회복시켜, 불안정성이 사회적 고립으로 이어지는 부정적 효과를 완화하는 중요한 기제로 작동한다. 즉, 정책 지원은 청년들이 불안정한 상황 속에서도 사회적 관계를 유지하고 확장할 수 있는 최소한의 안전망이자 심리적 완충 지대가 되어주는 것이다.

이러한 이론적 논의를 바탕으로, 청년 일자리 및 주거 지원 정책이 청년이 겪는 다양한 불안정성이 사회적 고립으로 이어지는 부정적인 영향을 완화할 것이라는 가설을 다음과 같이 도출할 수 있다.

∙H4: 청년 일자리 지원정책을 이용할수록 경제적 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.
∙H5: 청년 일자리 지원정책을 이용할수록 고용 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.
∙H6: 청년 일자리 지원정책을 이용할수록 주거 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.
∙H7: 청년 주거 지원정책을 이용할수록 경제적 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.
∙H8: 청년 주거 지원정책을 이용할수록 고용 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.
∙H9: 청년 주거 지원정책을 이용할수록 주거 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.

6) 선행연구 고찰

선행연구들은 청년 세대의 사회적 고립에 대한 연구를 수행해왔다. 주로 연구들은 정책대상을 분석하기 위해 정책대상인 청년의 사회적 고립의 영향요인을 분석하거나 정책적 개입이 일어났을 때 행동변화를 분석하는 형태로 이루어졌다. 안진호와 최재성(2022)의 연구에서는 미취업 청년이 사회적 고립감이 상대적으로 더 크며, 인적 네트워크가 사회적 고립에 주는 악영향에도 더 취약한 것으로 나타나 일자리와 관련한 정책적 지원이 중요함을 역설했다. 이수비 외(2022)의 연구에서는 청년의 상대적 박탈감이 미래에 대한 전망과 사회적 고립에 악영향을 미치며, 뒤이어 자살위험에 까지 영향을 미친다고 하였다. 따라서 이러한 연구결과로 박탈감에 대한 회복과 정신적 지원을 제공해주는 정책이 필요하다는 논의를 전개하였다. 김정인(2023)은 20대, 30대 청년들 모두 가족에 대한 신뢰감과 경제적인 박탈감이 낮을수록 사회적 고립감이 낮아진다고 하였다. 또한 경기도 청년대상으로 시행된 기본소득 정책에 대한 효과성을 분석한 연구에서는 기본소득 정책이 시행된 이후 일부 청년들의 삶의 만족도와 행복감이 유의미하게 높아졌으며, 태도 면에서도 긍정적 변화를 일으켰다고도 보았다(유영성 외, 2020). O’Higgins와 Brockie(2024)의 연구에서는 남유럽 3개국(이탈리아, 포르투갈, 스페인)에서 시행된 Youth Guarantee(YG) 정책의 효과성을 분석하였다. YG는 구직중이거나 사회적인 활동을 하지 않는 청년들에게 구직기회, 교육기회 등을 제공하여 사회적인 활동을 장려하기 위한 지원정책이다. 연구에서는 청년에게 역할과 참여 기회를 부여하면, 청년은 어디에도 속하지 못한다는 소외감에서 벗어나 사회 구성원으로 기여하고 있다는 소속감을 얻으며, 직장과 같은 사회적 관계에 참여하면서 사회적, 경제적 배제에서 완화된다고 하였다. 그 밖에도 핀란드, 네덜란드와 같은 국가에서 시행된 청년 대상의 경제적 지원정책으로 인해 경제적 안정감 향상으로 인한 외부활동량 증가, 사교활동 증가가 사회관계 회복으로 이어져 사회적 고립감 완화로 이어질 수 있음을 포착한 연구들이 존재한다(Betkó, Spierings, Gesthuizen, & Scheepers, 2022; Kangas et al., 2020).

해당 연구들에서는 청년의 사회적 고립에 영향을 미치는 요인들의 관계를 분석하거나 유럽권을 중심으로 정책과 개인행동 변화를 포착하였다.(Betkó et al., 2022; Kangas et al., 2020; O’Higgins & Brockie, 2024). 그러나 우리나라를 배경으로 수행된 정책들의 효과성을 분석한 연구는 상대적으로 부족하며, 청년의 사회적 고립에 대한 영향요인과 정책의 관계를 살피기보다 개인의 특성과 주변환경에 한정하여 분석, 정책적 개입에 대한 참고를 제공하는데 그쳤다(김정인, 2023; 안진호, 최재성, 2022; 유영성, 윤성진, 정원호, 김재신, 마주영, 김교성, 백승희, 조문영, 한치록, 김미리, 이지은, 2020) 따라서 본 연구에서는 사회적 고립을 개인의 사회경제적 특성과 정책과 관련된 상황, 심리적 변수와 정책적 개입과의 상호작용을 포함하여 분석하고자 한다.

3. 분석틀

1) 자료수집 및 분석방법

본 연구는 청년의 불안정성이 청년의 사회적 고립에 어떠한 영향을 미치며, 그 과정에서 청년을 대상으로 시행된 정책들이 어떠한 영향을 미쳤는지를 살펴보고자 한다. 이를 위해 본 연구는 서울연구원이 서울시의 의뢰를 받아 수행한 서울청년패널조사의 2021-2022년 데이터를 활용하였다. 해당 설문조사는 서울시에 거주하는 만 18세～34세 내국인 청년을 대상으로 서울시의 청년정책을 수립하고 개선하기 위해 활용할 기초자료를 구성하기 위한 목적으로 실시되었으며, 2021년과 2022년 조사에 모두 응답한 패널 유지 응답자 중 주요 변수(경제·고용·주거 불안정, 사회적 고립, 정책 이용 경험)에 대한 결측치가 없는 271명을 최종 분석대상으로 선정하였다. 표본의 대표성을 확인하기 위해 최종 분석 대상자의 인구사회학적 특성을 전체 패널의 특성과 비교하였으며, 성별, 연령, 거주 지역 분포에서 큰 편차를 보이지 않아 분석에 무리가 없음을 확인하였다.

본 연구는 서울시 청년이 경험하는 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향을 분석하기 위하여 독립변수인 경제적 불안정, 고용 불안정, 주거 불안정은 2021년 조사에서 추출하였으며, 종속변수인 사회적 고립 정도는 2022년 조사에서 추출하였다. 본 연구는 이와 함께 서울시에서 시행하고 있는 청년정책의 이용 정도를 분야별(일자리 지원, 주거 지원, 복지 지원)로 나누어 정책의 이용 정도가 청년이 체감하는 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향을 어떻게 변화시키는지 살펴보기 위하여 분야별 정책 이용 정도를 2022년 조사에서 추출하여 측정하였다. 본 연구는 STATA/MP 18.0을 활용하여 주요 변수의 특성과 정규성을 살펴보기 위해 기술통계 분석을 실시한 뒤, 변수 간 관계성을 확인하기 위하여 상관관계 분석을 실시하고, 서울시 청년의 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향의 서울시 청년 지원정책의 이용에 따른 조절효과를 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 활용한 조절 회귀분석을 실시하였다. 이때, 먼저 분석 과정에서 분산팽창지수(VIF)를 확인하여 다중공선성 문제를 검증한 뒤, 차례대로 1단계에서는 통제변수를 투입하였고, 2단계에서는 독립변수를, 3단계에서는 조절변수와 상호작용항을 투입하여 설명력(R²)의 변화를 확인하였다. 조절변수에 의한 조절효과가 존재할 경우, 독립변수가 종속변수에 미치는 효과를 조절변수가 어떻게 변화시키는지 상호작용의 양상을 명확하게 규명하기 위하여 단순 기울기 검증(simple slope analysis)을 통해 정책 이용 수준(평균±1SD)에 따른 조건부 효과를 확인하여 조절효과의 유의성을 검증하고자 하였다(Aiken & West, 1991; Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2003). 이상의 논의를 바탕으로 본 연구의 연구모형을 제시하면 <표 1>과 같다.

<표 1>

연구모형

2) 주요 변수 및 조작화

(1) 종속변수

본 연구는 서울시 청년의 사회적 고립을 측정하기 위하여 2022년 서울청년패널조사를 활용하였다. 사회적 고립에 대한 기존의 선행연구는 개인이 관계를 맺고 있는 연결망에 초점을 맞추어 어려운 상황에서 도움을 줄 수 있는 친구의 수 및 주변 사람과의 교류 여부·빈도 등을 통해 사회적 고립을 측정하였다(김성아 외, 2022; 변금선, 김정숙, 2024; 심수진, 김은아, 2025; Cornwell & Waite, 2009). 이를 위하여 본 연구는 종속변수를 측정하기 위해 2022년 서울청년패널조사에서 사회적 관계망에 대하여 묻는 세부 문항을 활용하여 서울시 청년의 사회적 고립 정도를 측정하였다. 서울시 청년이 개별 상황에서 도움을 받을 수 있는 사람(가족, 친척, 친구, 이웃, 직장동료)이 있는지에 대한 응답은 0(없다)과 1(있다)로 측정되며, 본 연구는 개별 관계망에 대한 응답을 역코딩하여 모두 합한 값을 통해 서울시 청년의 사회적 고립 정도를 측정하였다. 따라서 해당 값이 커질수록 사회적 고립 정도가 높음을 의미한다.

(2) 독립변수

본 연구는 서울시 청년이 경험하는 경제적·고용·주거 불안정성을 측정하기 위해 2021년 서울청년패널조사를 활용하였다. 먼저, 경제적 불안정성의 측정을 살펴보면, 기존 선행연구는 개인이 보유한 자산이나 소득수준과 같은 객관적 지표와 경제적 위험이 초래하는 인지된 고통이나 불안감과 같은 주관적 지표를 통해 고려하여 측정하였다(Osberg, 2015). 이에 본 연구는 청년 개인의 객관적인 경제적 상태를 반영할 수 있는 변수로서 총재산 정보를 활용하였으며(Bossert & D’Ambrosio, 2013), 이는 개인이 외부로부터의 충격에 대응할 수 있는 경제적 방어력 혹은 대처능력을 간접적으로 나타내는 지표로 간주하였다. 즉, 개인이 보유한 재산 수준은 객관적인 경제적 안정성은 물론, 주관적인 불안정성에 대한 인식과도 연결될 수 있음에 주목하였다. 그에 따라 우선 총재산 변수가 왜도(skewed)가 큰 분포 특성을 가진다는 점을 고려하여 총재산의 값을 표준화하여 정규성을 확보한 뒤, 그 부호를 반전시킴으로써 최종적으로 경제적 불안정성 지표를 생성하였다. 이 지표는 값이 클수록 상대적으로 낮은 재산을 보유한 청년을 의미하며, 결과적으로 서울시 청년 집단 내에서의 상대적인 경제적 불안정성 수준을 나타낸다고 볼 수 있다.

다음으로, 고용 불안정성은 노동시장 지위에서의 청년 안정성을 바탕으로 측정하였다. 기존 연구들은 고용 불안정성을 정규직 여부, 고용 계약의 지속 가능성, 비임금근로 여부 등의 지표를 활용해 측정하였다(김재희, 박은규, 2016; 이나경, 2022; Rohde, Tang, Osberg, & Rao, 2016). 그에 따라 본 연구는 정규직 여부 변수를 활용하여 고용 불안정성을 측정하였다. 구체적으로, “현재 귀하의 고용형태는 무엇입니까?”라는 문항에 대하여 “정규직 임금근로자”로 응답한 청년을 고용 안정 집단(=0)으로, 그 외(임시근로자, 일용근로자, 상용근로자, 특수형태근로종사자 등) 응답자는 고용 불안정 집단(=1)으로 구분하여 이분형 변수를 생성하였다. 이는 청년층의 고용 형태에 따른 사회경제적 안정성 차이를 반영하기 위한 것으로, 특히 안정적인 정규직 일자리의 여부가 불안정성과 연결될 수 있음에 주목하였다. 따라서 고용 불안정성 지표는 청년 개인의 노동시장 내 구조적 취약성을 의미하는 지표로 해석할 수 있다.

마지막으로, 주거 불안정성은 청년의 일상적인 삶의 질에 직접적 영향을 미칠 수 있는 주거 환경의 물리적 열악성을 중심으로 측정하였다. 기존의 선행연구에서는 주거 불안정성을 전·월세 등의 거주 형태, 주거비 부담 수준, 주거 환경의 물리적 조건, 주거 환경으로부터의 심리적 불안감 등을 통해 포착해왔다(강정희, 2010; 박정민 외, 2015; 이용만, 김현정, 이현진, 2015). 유사한 맥락 속에서 우리나라는 중앙정부 및 지자체 차원에서 개인이 살기좋은 생활을 영위하기 위해 필요한 최소한의 주거 수준으로 주거의 구조적 안정성, 채광·환기·방음 등의 주거 성능, 화재 및 재난 대비 수준 등을 최소주거기준으로 설정하였다. 본 연구는 그 가운데에서도 주거 공간의 안전성과 쾌적성 즉, 주거의 질은 삶의 안정감 및 사회적 관계 형성에 부정적인 영향을 미칠 수 있음에 주목하여, 2021년 서울청년패널조사의 주거환경 변수를 활용하여 주거 불안정성을 측정하였다. 구체적으로, 9개의 주거환경 문항(집의 구조물 상태, 환기 상태, 채광 상태, 냉방 상태, 소음, 재난 안전성, 화재로부터의 안전성, 주택 방법 상태, 주택 위생 상태)에 대하여 주관적 평가에 따라 응답하도록 구성되어 있으며, 리커트 5점 척도로 측정하였다. 본 연구는 각 항목별 응답값을 통일된 방향으로 재코딩한 뒤(1=매우 나쁨, 5= 매우 좋음), 9개 항목의 평균값을 산출하여 종합적인 주거환경 평가 점수를 생성하였다. 이후 이를 표준화한 뒤, 값의 크기가 높을수록 주거 불안정성이 크도록 방향을 반전시킴으로써 주거 불안정성 지표를 생성하였으며, 이는 지표의 값이 클수록 높은 주거 불안정성을 지닌 서울시 청년으로 해석될 수 있다.

(3) 조절변수

본 연구가 활용하는 서울청년패널조사는 서울시에서 추진하는 각종 분야의 정책에 대한 이용 여부에 대한 문항을 포함하고 있다. 따라서 본 연구는 조절변수를 측정하기 위해 2022년 조사를 활용하여 서울시 청년 일자리·주거 지원정책의 이용 정도를 측정하였다(이규민, 지수호, 2024). 각 분야별 개별 정책에 대한 이용 여부는 0(없다)과 1(있다)로 측정되었으며, 본 연구는 개별 정책의 이용 여부에 대한 응답을 분야별로 합하여 산출한 평균값을 통해 서울시 청년 정책의 이용 정도를 측정하였다. 정리하자면, 지표값이 1에 가까워질수록 서울시 청년 지원정책을 더 많이 이용하고 있음으로 해석할 수 있다. 서울시가 2022년 청년을 대상으로 실시한 일자리 정책에는 ‘서울형 청년인턴 직무캠프·미래청년 일자리¹⁾’, ‘청년 취업사관학교²⁾’, ‘서울 뉴딜형 일자리’³⁾가 있으며 주로 청년들에게 직무교육과 직무경험을 제공함으로써 고용역량을 강화하고 노동시장으로의 진입을 지원하기 위한 정책들로 구성되었다. 더불어, 청년을 대상으로 이루어진 서울시 주거 지원정책으로는 ‘역세권 청년주택’⁴⁾과 ‘청년월세지원’⁵⁾이 존재했으며 주거비 부담이 큰 서울시 청년들을 대상으로 이를 완화하고 보다 안정적인 독립생활의 기반을 마련하기 위한 목적으로 추진되었다.

(4) 통제변수

본 연구는 독립변수와 종속변수 간 관계를 보다 정확하게 추정하기 위하여 청년의 사회적 고립에 영향을 미칠 수 있음을 보여준 요인들을 통제변수로 포함하였다. 먼저, 인구사회학적 특성으로 성별, 연령, 고육수준을 포함하였으며, 이는 개인의 인구사회학적 특성이 사회적 관계의 형성이나 고립의 경험에 영향을 미칠 수 있음을 보여준 선행연구에 근거하였다(변금선, 김정숙, 2024). 다음으로, 이전 직장 경험, 부채, 월평균 가구 총소득과 같은 경제적 특성을 통제변수로 포함하여 개인의 경제활동 상태나 재정적 여건이 사회적 관계의 범위 및 빈도에 영향을 미칠 수 있음을 고려하고자 하였다(김정인, 2023). 마지막으로, 사회적 요인인 네트워크를 통제변수에 포함하였다. 네트워크는 사회적 자원의 양적 수준을 나타내는 개념으로, 청년이 가족, 친구, 이웃 등 다양한 사회적 관계와 얼마나 빈번하게 교류를 맺고 있는지를 평가하기 위해 리커트 6점 척도로 측정한 2021년 서울청년패널조사의 설문 문항을 활용하여 측정하였다. 청년이 사회적 고립을 경험하는 데 있어 정서적 친밀감과 더불어 실제적인 도움을 받을 수 있는 사회적 관계망의 존재 여부가 중요한 영향을 미친다는 점에서 통제변수로 고려할 필요가 있다(김정인, 2023; 안진호, 최재성, 2022; Santini et al., 2020). <표 2>는 본 연구에서 활용한 변수의 설정을 보여준다.

<표 2>

변수설정

4. 분석 결과

1) 기초통계 및 상관관계 분석

분석에 앞서 본 연구에서 사용된 주요 변수들의 기초통계를 살펴보면 <표 3>과 같다. 먼저, 종속변수인 사회적 고립을 살펴보면 평균 1.49, 표준편차 1.96으로 나타났는데, 이는 2022년 조사에서 서울시 일자리 정책과 서울시 주거 정책에 대한 이용 정도에 대하여 응답을 제시한 청년 가운데 다수가 상대적으로 낮은 수준의 고립감을 보고하였음을 의미하나, 평균에 비해 표준편차가 매우 크고 최솟값과 최댓값이 각각 0과 7로 나타났다는 점에서 응답자 간 편차가 매우 크다고 볼 수 있다. 즉, 일부 청년들이 매우 높은 수준의 사회적 고립을 경험하고 있음을 알 수 있다. 이는 서울시 청년 집단 내에서도 사회적 고립의 정도가 이질적으로 분포하고 있음을 시사하며, 개인의 생활여건이나 정책에 대한 접근성 등에 따라서 그 양상이 달라질 수 있음을 의미할 수 있다.

<표 3>

기초통계표

다음으로, 독립변수인 경제적·고용·주거 불안정성을 보면, 서울시 청년의 경제적 불안정성의 경우 평균 -1.17, 표준편차 0.87로 나타났는데, 최솟값인 -1.64와 최댓값인 1.88을 고려할 때, 이러한 넓은 분포는 표본의 일부는 상당한 경제적 어려움을 겪고 있는 반면, 다른 일부는 비교적 안정된 경제적 상태를 유지하고 있음을 확인할 수 있다. 고용 불안정성의 경우 평균 0.65, 표준편차 0.48로 나타났는데, 이는 응답자의 다수가 일정 수준 이상의 고용 불안을 경험하고 있음을 보여주며, 응답자의 약 65%가 비정규직 또는 불안정 고용상태에 놓여 있음을 보여준다. 마지막으로, 주거 불안정성의 경우 2.36, 표준편차 0.99로 나타났는데 이는 응답자들의 대부분이 전반적으로 일정 수준 이상의 주거 불안을 경험하고 있음을 의미한다고 볼 수 있다.

조절변수인 서울시 청년 일자리 정책 이용 정도와 청년 주거 정책 이용 정도를 살펴보면, 각각 평균 0.07과 표준편차 0.23, 평균 0.14와 표준편차 0.28로 나타났다. 이는 서울시 청년 중 상당수가 일자리 및 주거 정책을 실제로 이용한 경험이 많지 않다는 점을 보여주며, 이는 정책 접근성의 제약, 정보 부족, 혹은 정책 설계상의 수혜 조건과의 부합 문제 등 다양한 구조적 요인에서 기인할 수 있다.

다음으로, <표 4>는 본 연구에서 사용된 변수 간 상관관계를 나타낸다. 주요 변수들 간 상관관계를 살펴보면, 먼저 종속변수인 사회적 고립은 경제적 불안정성, 주거 불안정성, 연령, 부채, 주관적 소득수준과 유의미한 양(+)의 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 반면, 서울시 일자리 정책 이용 정도 및 서울시 주거 정책 이용 정도는 사회적 고립과 유의미한 상관관계를 나타내지 않았다.

<표 4>

변수 간 상관관계

2) 회귀분석 결과

(1) 청년 불안정성 및 정책 이용 정도와 사회적 고립

먼저, 서울시 청년이 겪은 불안정성이 청년의 사회적 고립에 미치는 영향을 살펴보면(모형 (1)), 경제적 불안정성(β=.2967, p<.1)과 주거 불안정성(β=.3789, p<.01)은 사회적 고립에 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 경제적으로 취약하거나 주거환경이 불안정한 청년일수록 더 높은 수준의 사회적 고립을 경험하고 있음을 의미한다. 반면, 고용 불안정성은 사회적 고립에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

다음으로, 모형 (2)와 모형 (6)을 통해 서울시 지원정책 이용 정도가 청년의 사회적 고립에 미치는 영향을 살펴보면, 일자리 지원정책 이용 정도와 주거 지원정책 이용 정도는 사회적 고립 수준에 통계적으로 유의미한 영향력을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 청년들이 서울시의 일자리 및 주거 지원정책을 이용하더라도 그 자체가 곧바로 청년의 사회적 고립에 직접적인 영향을 미치지 않음을 의미한다.

(2) 서울시 일자리 지원정책 이용 정도의 조절효과

청년이 겪은 불안정성과 서울시 일자리 지원정책 이용 정도의 상호작용항을 포함하는 모형 (3), (4), (5)를 살펴보면, 먼저 경제적 불안정성과 일자리 지원정책 이용 정도의 상호작용항(모형 (3), A × D)은 사회적 고립에 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=-.6929, p<.1). 이는 경제적으로 불안정한 환경에 직면한 청년일수록 높은 수준의 사회적 고립을 경험하나, 서울시의 일자리 지원정책을 활용할수록 사회적 고립 수준이 낮아질 수 있음을 의미한다. 즉, 경제적으로 취약한 청년에게 서울시 일자리 지원정책은 사회적 고립을 완화하는 사회적 안전망으로서의 기능을 일부 수행하고 있을 가능성을 보여준다고 해석할 수 있다.

마찬가지로, 고용 불안정성과 일자리 지원정책 이용 정도의 상호작용항(모형 (4), B × D)은 사회적 고립에 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=-3.5188, p<.01). 이는 고용이 불안정한 청년의 경우, 일자리 지원정책을 많이 활용할수록 사회적 고립 수준이 낮아질 가능성이 있음을 의미한다. 즉, 서울시의 일자리 지원정책이 고용이 불안정한 청년에게 일종의 심리적 안전망으로 기능하여 사회적 고립을 완화하는 보호적 역할을 수행할 수 있음을 시사한다. 반면에 주거 불안정성과 일자리 지원정책 이용정도의 상호작용항은 사회적 고립에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났는데, 주거환경이 불안정한 청년의 경우 일자리 지원정책의 이용이 사회적 고립의 완화에 있어 뚜렷한 효과를 나타내지 못하였음을 의미한다. 이는 다시 말해 주거 불안정이라는 구조적 문제에 대해서는 일자리 정책의 효과만으로는 그로 인한 사회적 고립을 해소하는 데 한계가 있을 수 있음을 의미한다.

서울시 청년이 느끼는 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향에 대하여 서울시 청년 일자리 지원정책이 유의미한 조절효과를 보이는 것으로 나타났으므로 이를 보다 구체적으로 살펴보기 위하여 표준편차에 따라 3수준으로 구분하여(Aiken & West, 1991) 단순 기울기 분석을 실시한 결과는 <표 6>과 같다. 청년의 경제적 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향력에 대하여 청년 일자리 지원정책 이용 정도가 미치는 조절효과에 대한 단순 기울기 검증 결과, 정책의 이용 정도가 높은 집단에서 유의미한 부(-)의 방향으로 나타났으므로(=-1.7366, <.01) 경제적으로 취약한 환경에 놓여 있는 청년일수록 사회적 고립을 느낄 확률이 높아지나, 서울시 일자리 지원정책을 많이 활용할수록 그 정도가 완화될 수 있음을 의미한다. 반면, 정책의 이용 정도가 낮은 집단 및 중간 집단의 경우 유의미한 효과가 나타나지 않았는데 이는 일자리 지원 정책의 사회적 보호 기능은 일정 수준 이상으로 적극적으로 활용될 때에야 비로소 실질적인 효과를 나타낼 가능성이 있다고 해석될 수 있다. <그림 1>은 서울시 청년 일자리 지원정책 이용 정도에 따른 경제적 불안정성의 기울기 변화를 시각화한 것이다.

<표 5>

회귀분석 결과

<표 6>

청년 일자리 지원정책 이용 정도의 조절효과에 관한 단순 기울기 검증(독립변수: 경제적 불안정성)

<그림 1>

청년 일자리 지원정책 이용 정도의 조절효과에 관한 단순 기울기 검증

또한, 청년의 고용 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향력에 대하여 청년 일자리 지원정책 이용 정도가 미치는 조절효과에 대한 단순 기울기 검증 결과, 정책의 이용 정도가 높은 집단(=-14.1944, <.05)과 중간 집단(=-7.1569, <.05)에서 유의미한 부(-)의 방향으로 나타났으므로 고용에서의 불안정을 느낀 청년일수록 그렇지 않은 청년에 비해 사회적 고립을 느낄 확률이 높으나, 서울시 일자리 지원정책을 많이 활용할수록 그 정도가 완화될 수 있음을 의미한다. <그림 2>는 고용 불안정성에 따라 일자리 지원정책 이용 정도가 사회적 고립 수준에 미치는 영향을 시각화한 것이다. <그림 2>에 따르면 고용 불안정성이 있는 청년 집단에서는 일자리 지원정책 이용 정도가 증가할수록 사회적 고립 수준이 감소하는 경향이 나타났으나, 고용이 안정된 청년 집단에서는 오히려 정책 이용이 증가함에 따라 고립 수준이 증가하는 것으로 나타났다.

<그림 2>

청년 일자리 지원정책 이용 정도의 조절효과(독립변수: 고용불안정성)

정리하자면, 서울시의 일자리 지원정책은 경제적 불안정성 및 고용 불안정성이 사회적 고립 수준에 미치는 영향에 대하여 유의미한 부(-)의 조절효과를 미치는 것으로 나타났다. 그러나 이러한 조절효과는 고용 불안정 상태에 있는 청년의 경우, 일자리 지원정책 이용 정도가 증가할수록 사회적 고립 수준이 유의미하게 낮아지는 경향을 보인 반면, 고용이 안정된 청년의 경우에는 정책 이용 수준이 높아질수록 오히려 사회적 고립이 심화되는 양상이 관찰되었다. 이와 같은 분석결과에 대하여 다음과 같은 해석을 제시할 수 있다.

먼저, 서울시 청년 일자리 정책의 구조를 살펴보면. 정책들은 단순한 정보 제공을 넘어 직무 경험의 제공과 직무 훈련 등을 제공한다는 점에서 상호작용을 포함하고 있는데 이와 같은 설계는 정책 수혜자가 제도와 연결되고, 타인과 소통하며, 자신의 진로를 재구성할 수 있는 사회적 계기를 제공한다는 점에서 사회적 고립의 완화에 대한 직접적인 경로를 가질 수 있다는 특징을 보인다. 즉, 단순히 물리적인 생존을 위한 보조적 역할을 할 뿐만이 아니라 개인의 사회적 참여와 인정을 제공하고 미래에 대한 기대감을 회복시킬 수 있다는 측면에서 사회적 고립을 해소하기 위해 유리한 구조를 갖추고 있다는 것이다.

이와 같은 관점에서 경제적 불안정이 사회적 고립에 미치는 영향력에 대한 청년 일자리 지원정책의 조절효과를 살펴볼 수 있다. 경제적 불안정 상태에 있는 청년은 부족한 소득과 불안정한 소비 여건 아래 자존감과 자기효능감이 약화되고, 그에 따라 타인과의 관계에서도 위축된 행태를 보이거나 거리감을 보일 가능성이 높다. 이와 같은 상황에서 일자리 지원정책은 단순한 구직 지원을 넘어 사회의 일원으로서의 안정감을 회복하고 자기 역량을 회복하는 기회가 될 수 있다. 또한 공공이 제공하는 제도적 보호를 체감하고 새로운 사회적 관계에 진입하면서 더 나아가 경제적 제약으로부터 파생된 고립감을 완화할 수 있다는 것이다. 이와 같은 일련의 과정 아래에서 경제적 불안정을 겪은 청년에게 일자리 지원정책은 사회적 회복의 계기로 작용할 수 있다.

더불어, 고용 불안정 상태에 놓여있는 청년은 단순한 소득 문제를 넘어서서 사회적 정체성과 역할 수행에서의 불안정을 겪기 때문에 이로 인한 사회적 고립감을 경험할 수 있다.이와 같은 상황에서 일자리 지원정책을 이용하게 될 경우, 직업훈련과 취업알선 등의 서비스를 제공받으며 사회 내 경제적 활동에 필요한 기술을 습득하고, 직업 및 사회와 연결된다는 인식 아래 유능감과 관계성을 습득 할 수 있다(Ryan & Deci, 2020). 즉 이러한 정책 참여의 과정에서 고용 불안정 청년들은 고용 불안정으로 인한 정체성 위기와 위축감이 완화되면서 일자리 지원정책은 청년의 심리적·사회적 재통합을 위한 접점이 될 수 있다는 것이다.

한편, 고용 안정 집단에 속한 청년들의 경우, 일자리 지원정책 이용 정도가 증가할수록 사회적 고립 수준이 유의미하게 증가하는 결과를 보였는데 이에 대하여 다음과 같은 해석을 제시해볼 수 있다. 첫째, 정책 내용과 수요자 기대 간의 불일치에서 비롯된 고립감의 가능성을 들 수 있다. 고용 안정집단에 속한 청년들이 일자리 정책을 이용한다는 것은 무직에서 취업이 아닌, 이직이나 추가적인 직무교육을 원한다는 의미이다. 또한 이러한 이직이나 추가적인 직무교육을 원하는 배경에는 고용자체에 대한 목표는 달성했으나 개인 및 사회적 기대에 미치지 못한다는 인식으로 인해 실망감을 갖고 있을 가능성도 있다(류주연, 성기옥, 김수진, 2023). 그러나 서울시의 청년 일자리 정책들은 주로 고용 취약계층을 대상으로 설계되어 있으며, 이에 기반한 정책의 홍보 및 커뮤니케이션 방식은 상대적으로 고용 안정성을 지닌 청년에게 정책이 부적절하거나 불필요한 자원으로 인식되게 만들 수 있다. 이러한 인식은 해당 정책의 이용에 대해 자신과 맞지 않는다는 배제감과 심리적 거리감을 유발할 수 있다. 또한, 고용 안정 집단에 속한 청년들은 대체로 자율성과 사회참여 경험이 풍부하기 때문에 일자리 지원정책을 네트워킹이나 진로 탐색과 같이 상호작용적 기회로 기대할 수 있는데, 실제 정책이 형식적이고 일방적인 절차에 그칠 경우, 기대했던 가치를 제공받지 못하게 되면서 오히려 기존의 관계망으로부터의 단절감과 새로운 관계 형성의 실패를 통한 이중적인 고립감을 느끼게 될 가능성이 크다. 둘째, 낙인효과(stigmatization)의 가능성이다. 자립적인 사회구성원으로 자신을 인식해 온 고용 안정 청년에게 일자리 지원정책의 참여는 정체성에 대한 회의감으로 이어질 수 있는데, 특히나 한국 사회에서는 정책 수혜자에 대하여 부족하거나 실패한 사람이라는 시혜적 시선 및 편견이 존재한다는 점을 고려할 때 정책 참여의 경험 그 자체가 일종의 사회적 낙인으로 전환될 수 있다는 것이다. 이는 타인과의 상호작용의 감소로 이어져 소속감의 약화와 심리적 거리감의 확대를 통한 사회적 고립감의 심화를 야기할 수 있다는 것이다.

(3) 서울시 주거 지원정책 이용 정도의 조절효과

다음으로, 청년이 겪은 불안정성과 서울시 주거 지원정책 이용 정도의 상호작용항을 포함하는 모형 (3), (4), (5)를 살펴보면, 먼저, 경제적 불안정성과 주거 지원정책 이용 정도의 상호작용항(모형 (7), A × E)과 주거 불안정성과 주거 지원정책 이용 정도의 상호작용항(모형 (9), C × E)은 청년의 사회적 고립에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 이는 주거 지원정책의 이용이 청년의 경제적·주거 불안정 상태에 따라 사회적 고립을 완화하는 조절효과를 명확히 발휘하지 못하고 있음을 시사한다. 다시 말해, 경제적 또는 주거 불안정성이 높은 청년이라 하더라도, 해당 정책을 이용한 경험이 사회적 연결망 회복이나 고립감 완화로까지 이어지지는 못했음을 의미한다.

그러나 고용 불안정성과 주거 지원정책 이용 정도의 상호작용항(모형 (8), B × E)은 사회적 고립에 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다(=-1.9015, <.01). 이는 고용 불안정성을 경험한 청년의 경우, 그렇지 않은 청년에 비해 서울시의 주거 지원정책을 이용할수록 사회적 고립 수준이 유의미하게 낮아질 수 있음을 의미한다. 즉, 고용 상태가 불안정한 청년들에게 안정적인 주거가 제공될 경우, 이는 단순한 거주 환경의 개선을 넘어서서 사회적 관계의 회복과 정서적 안정의 기반으로 작용할 수 있다는 것이다.

청년의 고용 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향력에 대하여 청년 주거 지원정책 이용 정도가 미치는 조절효과에 대한 단순 기울기 검증 결과, 정책의 이용 정도가 높은 집단(=-7.6586, <.1)과 중간 집단(=-3.8557, <.1)에서 유의미한 부(-)의 방향으로 나타났으므로 고용에서의 불안정을 느낀 청년일수록 그렇지 않은 청년에 비해 사회적 고립을 느낄 확률이 높으나, 서울시 주거 지원정책을 많이 이용할수록 그 정도가 완화될 수 있음을 의미한다. <그림 3>은 고용 불안정성에 따라 주거 지원정책 이용 정도가 사회적 고립 수준에 미치는 영향을 시각화한 것이다. <그림 3>에 따르면 고용 불안정성이 있는 청년 집단에서는 주거 지원정책 이용 정도가 증가할수록 사회적 고립 수준이 감소하는 경향이 나타났으나, 고용이 안정된 청년 집단에서는 오히려 정책 이용이 증가함에 따라 고립 수준이 증가하는 것으로 나타났다.

<표 7>

청년 주거 지원정책 이용 정도의 조절효과에 관한 단순 기울기 검증

<그림 3>

청년 주거 지원정책 이용 정도의 조절효과(독립변수: 고용 불안정성)

정리하자면, 서울시의 주거 지원정책은 경제적 불안정성 및 주거 불안정성이 사회적 고립 수준에 미치는 영향에 대해서는 유의미한 조절효과를 나타내지 못하였으나, 고용 불안정성이 사회적 고립 수준에 미치는 영향에 대해서는 유의미한 부(-)의 조절효과를 미치는 것으로 나타났다. 이러한 조절효과는 고용 불안정 상태에 있는 청년의 경우, 주거 지원정책 이용 정도가 증가할수록 사회적 고립 수준이 유의미하게 낮아지는 경향을 보인 반면, 고용이 안정된 청년의 경우에는 정책 이용 수준이 높아질수록 오히려 사회적 고립이 심화되는 양상이 관찰되었다. 이와 같은 결과에 대하여 다음과 같은 해석을 제시해볼 수 있다.

먼저, 서울시 주거 지원정책의 구조를 살펴보면 대체적으로 청년의 주거비 부담을 경감하거나 주거 공간을 제공하는 등 물리적인 주거 안정의 확보에 초점을 둔 형태로 구성되어 있으나, 이러한 형태의 정책이 경제적 불안정성 또는 주거 불안정성으로부터 비롯된 사회적 고립을 완화할 수 있을지에 대해서는 구조적 한계가 존재할 수 있음을 알 수 있다. 경제적·주거 불안정성을 겪고 있는 청년의 경우, 단순히 자원의 부족을 넘어서서 사회적 배제와 지속적인 관계 단절의 경험과 같은 심층적인 고립의 기제와 결합되는 경우가 많은데, 주거 지원정책은 금전적·공간적 지원의 차원에서 이러한 정서적 위축이나 사회적 관계의 축소를 완화하는 차원까지 이어지지는 못하는 것이다. 특히나, 주거 불안정으로 인해 반복되는 이주, 정주감의 결여, 주변화 경험 등 고립을 유발하는 요소들이 작동하는 것에 대해 주거 지원정책이 이러한 부분을 고려하고 있지 못하는 한계를 가진다는 점은 주목할 만하다.

반면, 고용 불안정 상태에 놓인 청년의 경우에는 다소 상이한 메커니즘이 작동했을 가능성이 있다. 고용 불안정은 청년들에게 있어 미래에 대한 불확실성, 심리적 탈진, 정체성에 대한 위협 등으로 이어질 수 있는 고위험의 상황으로, 주거 정책에 대한 수혜 경험 그 자체가 단순히 물리적인 지원을 넘어 기본적인 생존 기반에 필요한 경제적 자원을 보충함으로써 스트레스를 줄이고, 사회활동을 촉진해 고립의 가능성을 줄일 수 있는 것이다(Egozni et al., 2022; Freak-Poil et al., 2022; Grandey et al., 1999). 즉, 정책을 통한 주거 안정성의 확보는 일종의 제도로부터 보호받고 있다는 심리적 안전감이자 사회가 부여하는 관계적 인정으로 해석될 수 있으며, 이는 고용 불안정으로 인한 고립의 확산을 막는 심리적인 완충 효과로 작용할 수 있다. 이에 따른 본 연구의 가설 검정 결과는 <표 8>과 같다.

<표 8>

가설 검정 결과

5. 결론 및 함의

본 연구는 청년의 사회적 고립에 영향을 미치는 구조적인 불안정 요인을 논의를 여러 관점에서 조명하고, 이에 대한 청년 정책의 개입효과를 실증적으로 분석하는 것을 목적으로 하였다. 구체적 정책으로는 서울시 청년정책의 두 가지 큰 축이라고 할 수 있는 일자리 지원정책과 주거 지원정책에 초점을 두었다. 구체적으로 청년 개인의 경제적·고용·주거 불안정이 사회적 고립 수준에 미치는 영향을 살펴보고, 청년정책의 이용 정도에 따라 어떻게 그 부정적 영향이 조절되는지를 분석하고자 하였다.

분석 결과, 경제적 불안정성과 주거 불안정성은 모두 사회적 고립 수준을 유의미하게 증가시키는 요인으로 나타났다. 이는 청년기의 불안정성이 단순히 물질적 결핍에 그치지 않고, 사회적 관계망의 위축을 초래하는 핵심 기제임을 시사한다(Standing, 2011). 이 관계에서 일자리 지원정책은 경제적 불안정성과 고용 불안정성 모두에 대해 사회적 고립을 완화하는 유의미한 조절효과를 보였다. 또한, 주거 지원정책의 경우, 고용 불안정성과의 상호작용만이 유의미한 고립 완화의 효과를 나타냈다. 이러한 분석 결과는 사회적 고립의 원인과 해결을 개인의 관계망 측면에만 한정하지 않고, 사회적 고립에 영향을 미치는 다양한 불안정성 조건과 제도적 개입 간의 상호작용 속에서 그 동학을 해석해야 함을 나타낸다고 볼 수 있다. 특히 정책의 효과가 청년 개인의 상태에 따라 다르게 작용할 수 있다는 점은 기존의 정책 논의에서 상대적으로 간과되어왔던 정책 대상과 조건별로 영향의 차별성을 이론적으로 재조명한 것이다. 즉, 정책의 효과가 청년의 불안정성 수준에 따라 차별적으로 나타날 수 있다. 특히 고용이 상대적으로 안정된 집단에서 정책 이용이 고립감 완화에 기여하지 못하거나 오히려 부적인 영향을 미치는 경향이 확인되었는데 이는 선별적 복지 정책 이용 과정에서 경험할 수 있는 ‘낙인감(Stigma)’이 작용했거나(Stuber & Schlesinger, 2006), 정책 참여에 소요되는 시간적·행정적 비용이 직장 생활을 영위하는 청년의 사회적 활동을 제약했기 때문으로 해석할 수 있다. 이는 사회적 고립의 원인과 해결을 개인의 관계망 측면에만 한정하지 않고, 제도적 개입이 수혜자의 상황에 따라 다르게 작용하는 동학을 이해해야 함을 보여준다. 즉, 동일한 정책이더라도 전달 방식과 수혜자의 인식에 따라 관계 회복의 기제가 될 수도, 오히려 심리적 위축을 초래할 수도 있다는 점은 향후 정책 효과성 논의의 중요한 이론적 시사점으로 작용할 수 있다.

이러한 논의 끝에 본 연구는 다음과 같은 정책적 함의를 가진다. 첫째, 청년의 사회적 고립 문제에 접근하기 위해서는 정책 설계에 있어서 관계 기반의 참여형 구조를 제도화할 필요가 있다. 이를 위해 단순한 프로그램 제공을 넘어, 청년이 서로 연결되고 관계망을 확장할 수 있는 소규모 모임, 멘토링, 지역 커뮤니티 연계 활동을 정책 구성에 포함할 수 있으며, 특히 장기적으로 신뢰 형성과 지속적 상호작용이 가능한 구조를 설계하는 것이 중요할 것이다(Baumeister & Leary, 1995).

둘째, 정책 대상의 선정이나 정책 집행 과정에서의 커뮤니케이션 방식은 정책 수혜자의 수용성의 핵심 변수로 작용하여, 정책 홍보 문구, 참여 안내 방식, 담당자의 태도는 청년에게 ‘정책이 나를 위한 것인지’에 대한 인식을 형성할 수 있다. 따라서, 정책 안내 자료와 홍보는 낙인효과를 최소화하는 방향으로 설계되어야 하며, 다양한 채널(온라인·오프라인, 소셜미디어, 커뮤니티 네트워크 등)을 활용한 맞춤형 정보 전달 및 서비스 전달이 필요하다. 예를 들어, 지원 정책의 명칭과 홍보 메시지를 ‘복지’ 프레임보다는 ‘사회적 기여’나 ‘역량 강화’ 프레임으로 전환하여 낙인효과를 최소화하는 방향이 이에 포함될 수 있다.

셋째, 심리적 위기 상태에 놓인 청년을 제도권 안으로 끌어들일 수 있는 유연한 진입 경로와 보호 장치를 마련할 필요가 있다. 예를 들어 초기 진입 단계에서는 비대면 상담이나 온라인 커뮤니티를 통해 심리적 문턱을 낮추고, 점진적으로 오프라인 관계망으로 유도하는 ‘단계별 관여’ 모델의 도입이 요구된다. 또한 초기 접촉 이후 정책 참여를 유지하도록, 심리·정서 지원 서비스와 연결하는 다층적 개입 모델이 요구된다.

넷째, 정책 효과성을 높이기 위해 정책 설계의 상호작용 구조의 세밀한 조정이 요구된다. 경제적·고용·주거 불안정성에 따라 청년이 정책을 수용하는 방식은 달라질 수 있으므로, 하나의 정책 안에서도 대상군별 차등 지원 프로그램을 설계하거나, 기존 정책을 다른 부처·기관의 서비스와 연계해 다양한 서비스를 연계하는 형태로 제공하는 것이 효과적일 수 있다. 예컨대, 경제·주거 불안정성이 높은 고위험군에게는 사례관리사가 개입하여 기본적 생활 안정과 심리 상담을 병행하는 밀착 케어에 초점을 두고, 상대적으로 안정적인 청년군에게는 직무 멘토링이나 재능 기부와 같이 사회적 효능감을 높일 수 있는 네트워킹에 집중함으로써 정책 이용이 오히려 고립을 심화시키는 역설을 방지할 필요가 있다.

마지막으로, 청년 고립 문제 해결을 위한 정책은 지원 이후 단절과 같은 단기 성과 중심이 아닌 관계적·심리적 회복을 목표로 장기적으로 설정되어야 한다. 이를 위해 정책 평가 지표에 고립감·관계망 확장·심리적 안정성 등 비물질적 성과를 반영하고, 이를 주기적으로 모니터링하는 제도적 장치를 마련해야 할 것이다.

본 연구는 청년의 고립에 대한 실증적 분석을 통해 정책 효과의 조건부 작동 가능성을 밝혔다는 점에서 기여가 있으나, 다음과 같은 한계 또한 존재한다. 첫째, 표본 크기 및 외적 타당성의 한계이다. 본 연구는 데이터 정제 과정을 거쳐 최종적으로 271명의 표본을 대상으로 분석을 수행하였다. 이는 패널 데이터의 특성을 고려하더라도 다소 제한적인 표본 크기이며, 연구 대상이 서울시 거주 청년으로 한정되어 있어 본 연구의 결과를 전국 단위나 타 지자체 청년에게 일반화하는 데에는 신중한 접근이 필요하다. 향후 연구에서는 표본의 크기를 확충하고 지역적 범위를 확대한 분석을 통해 연구 결과의 보편성을 검증할 필요가 있다. 둘째, 변수 측정 시점과 인과관계 추론의 한계이다. 본 연구는 2021년의 불안정성과 2022년의 사회적 고립 및 정책 이용 변수를 활용하여 시간적 선후 관계를 고려하였으나, 데이터의 한계로 인해 정책 이용 전후의 명확한 변화 추이를 추적하는 엄격한 이중차분법(DID) 등의 분석을 수행하지는 못하였다. 따라서 본 연구에서 제시한 정책의 조절효과는 상관관계에 기반한 영향력으로 해석되어야 하며, 정책 개입에 따른 명확한 인과적 효과로 단정하기에는 한계가 있음을 밝혀둔다. 셋째, 정책 참여 경험의 질적 측면을 반영하지 못한 한계이다. 본 연구는 정책 이용 여부 및 이용 정도를 양적 지표(이용 경험 유무 또는 횟수)로 측정하여 분석하였다. 그러나 사회적 고립 완화에 실질적으로 영향을 미치는 것은 단순한 참여 횟수보다, 참여 과정에서 경험하는 담당자와의 상호작용, 프로그램의 질, 참여자의 만족도 등 질적 경험일 가능성이 높다. 본 연구는 데이터의 제약으로 인해 이러한 질적 차원을 모형에 포함하지 못하였으므로, 추후 연구에서는 양적 데이터와 함께 심층 인터뷰(FGI) 등을 병행한 혼합 연구를 통해 정책 참여의 맥락적 효과를 심층적으로 규명할 필요가 있다.

Acknowledgments

본 논문은 2025년 제1회 충남대학교 사회과학연구소 ‘사회과학연구’ 학술지 대학원생 대상 논문공모전 당선작으로 수정·보완하였음.

Notes

1) 청년인재와 유망기업을 매칭해 인턴십을 진행하고 민간 기업의 정규직 채용을 촉진함으로써 청년 구직자들의 역량을 강화하고 직무 경험을 지원.

2) 서울시와 서울경제진흥원이 기업 현장 수요 맞춤형 SW혁신 인재를 양성하고 공급하기 위해 디지털 신기술 분야를 중심으로 실무 역량교육을 무료로 제공하고 취·창업 연계를 지원.

3) 청년들의 민간 일자리 취업을 도모하기 위해 사전 직무교육을 거쳐 직무 경험을 제공하고(2022년 당시 최장 23개월) 지속적인 취업 연게를 위해 5개 전문교육기관 및 취·창업 지원기관 선정 및 운영.

4) 소득 및 자산 기준을 충족하는 청년층에게 대중교통 이용이 편리한 역세권에 공공·민간임대 주택을 건립하여 시중 임대료의 30～95% 수준으로 공급.

5) 서울시 청년들의 주거비 부담을 완화하고 주거수준 향상을 도모하기 위해 소득·주거 기준을 충족하는 청년 1인 가구를 대상으로 월세를 지원(2022년 기준 월 20만원씩 최대 10개월).

References

강정희 (2010). 저소득층의 주거실태와 주거안정성에 관한 연구: 부산시 수급가구와 차상위가구를 중심으로: 부산시 수급가구와 차상위가구를 중심으로. <사회과학연구>, 26(2), 249-274.
김재희·박은규 (2016). 청년의 성인초기 발달과업 성취유형이 사회적 고립감에 미치는 영향. <한국청소년연구>, 27(3), 257-284.
김정인 (2023). 청년의 사회적 고립에 관한 연구: 사회적 자본, 경제적 안정성, 상대적 박탈감을 중심으로. <한국행정논집>, 35(3), 315-337.
류주연·성기옥·김수진 (2023). 청년은 어떻게 사회적으로 고립되는가?. <사회과학연구>, 34(3), 47-71.
박나리·김교성 (2021). 청년 불안정성의 궤적과 유형: 20 대 청년의 고용, 소득, 부채를 중심으로. <한국사회정책>, 28(3), 45-74.
박상아·박수정·김연주 (2019). 청년은 왜 공동체를 누리지 못하는가: 독거청년의 생활권 내 사회적 연결망 형성을 위한 공동체 정책 제언. <서울연구원>, 2019-CR (7).
박정민·허용창·오욱찬·윤수경 (2015). 주거빈곤이 건강에 미치는 영향에 관한 종단연구. <한국사회복지학>, 67(2), 137-159.
백지혜·류병주 (2024). 노년기 사회적 고립과 외로움: 미국의 대응책과 시사점.
변금선·김정숙 (2024). 청년의 외로움과 사회적 고립 유형, 정신건강의 관계: 서울 청년의 이주 경험 차이를 중심으로. <사회복지정책>, 51(3), 67-108.
서영석·안수정·김현진·고세인 (2020). 한국인의 외로움 (loneliness): 개념적 정의와 측정에 관한 고찰. <한국심리학회지: 일반>, 39(2), 205-247.
심수진·김은아 (2025). 아동·청소년 삶의 질. 국가통계연구원.
안수정·고세인·김수림·서영석 (2023). 한국인들이 경험하는 외로움(loneliness)에 대한 질적 연구. <한국심리학회지: 상담 및 심리치료>, 35(1), 131-176.
안진호·최재성 (2022). 사회자본이 청년의 사회적 고립감에 미치는 영향: 취업여부 비교를 통한 종단연구. <청소년문화포럼>, 105-137.
유민상·신동훈·이민정 (2021). 청년의 사회적 고립 실태 및 지원 방안 연구. 한국청소년정책연구원 연구보고서.
유영성·윤성진·정원호·김재신·마주영·김교성·백승희·조문영·한치록·김미리·이지은 (2020). 경기도 청년기본소득 정책효과 분석 (II): 사전 및 사후조사 비교. <정책연구>, 1-244.
이규민·지수호 (2024). 서울시 청년 일자리 지원 정책의 효과성 검증. <정책분석평가학회보>, 34(3), 111-132.
이수비·신예림·윤명숙 (2022). 청년의 상대적 박탈감이 자살에 미치는 영향: 미래전망과 사회적 고립의 순차적 매개효과. <한국보건사회연구>, 42(2), 369-389.
이용만·김현영·이현진 (2015). 주거안정 정책 관련 실태조사. 국회예산정책처 연구용역보고서.
최영준·김아래미·김성아·한은아·임소현·이한빈·최유리 (2023). 청년 고립의 사회적 비용 연구. 청년재단.
Aiken, L. S., & West, S. G. (1991). Multiple regression: Testing and interpreting interactions. Newbury, CA: Sage.
Barnes T. L., MacLeod S., Tkatch R., Ahuja M., Albright L., Schaeffer J. A., & Yeh C. S. (2022). Cumulative effect of loneliness and social isolation on health outcomes among older adults. Aging & Mental Health, 26(7), 1327-1334. [https://doi.org/10.1080/13607863.2021.1940096]
Baumeister, R. F., & Leary, M. R. (1995). The need to belong: Desire for interpersonal attachments as a fundamental human motivation. Psychological Bulletin, 117(3), 497-529. [https://doi.org/10.1037/0033-2909.117.3.497]
BBC UK (2018). 16-24 year olds are the loneliest age group according to new BBC Radio 4 survey 2018. https://www.bbc.co.uk/mediacentre/latestnews/2018/loneliest-age-group-radio-4, . Accessed 29 Nov 2018
Bek, H. (2017). Understanding the effect of loneliness on academic participation and success among international university students. Journal of Education and Practice, 8(14), 46-50.
Belvis, F., Bolíbar, M., Benach, J., & Julià, M. (2022). Precarious employment and chronic stress: do social support networks matter?. International Journal of Environmental Research and Public Health, 19(3), 1909. [https://doi.org/10.3390/ijerph19031909]
Betkó, J., Spierings, N., Gesthuizen, M., & Scheepers, P. (2022). How welfare policies can change trust-A social experiment assessing the impact of social assistance policy on political and social trust. Basic Income Studies, 17(2), 155-187. [https://doi.org/10.1515/bis-2021-0029]
Boco, A. G., Hallstrom, L. K., Ofori Dei, S. M., Onyeso, O. K., Sowunmi, E., Swanepoel, L. M., & Wilson, B. (2023). Economic implications of the asocial society: a scoping review of loneliness among young adults across the life course.
Bossert, W., & D'AMBROSIO, C. O. N. C. H. I. T. A. (2013). Measuring economic insecurity. International Economic Review, 54(3), 1017-1030. [https://doi.org/10.1111/iere.12026]
Cacioppo, J. T., & Hawkley, L. C. (2009). Perceived social isolation and cognition. Trends in Cognitive Sciences, 13(10), 447-454. [https://doi.org/10.1016/j.tics.2009.06.005]
Cohen, J., Cohen, P., West, S. G., & Aiken, L. S. (2003). Applied Multiple Regression/Correlation Analysis for the Behavioral Sciences (3rd ed.). Lawrence Erlbaum Associates Publishers.
Cornwell, E. Y., & Waite, L. J. (2009). Social disconnectedness, perceived isolation, and health among older adults. Journal of Health and Social Behavior, 50(1), 31-48. [https://doi.org/10.1177/002214650905000103]
Egozi Farkash, H., Lahad, M., Hobfoll, S. E., Leykin, D., & Aharonson-Daniel, L. (2022). Conservation of resources, psychological distress, and resilience during the COVID-19 pandemic. International Journal of Public Health, 67, 1604567. [https://doi.org/10.3389/ijph.2022.1604567]
Eisenberger, N. I., Lieberman, M. D., & Williams, K. D. (2003). Does rejection hurt? An fMRI study of social exclusion. Science, 302(5643), 290-292. [https://doi.org/10.1126/science.1089134]
Freak-Poli, R., Kung, C. S., Ryan, J., & Shields, M. A. (2022). Social isolation, social support, and loneliness profiles before and after spousal death and the buffering role of financial resources. The Journals of Gerontology: Series B, 77(5), 956-971. [https://doi.org/10.1093/geronb/gbac039]
Grandey, A. A., & Cropanzano, R. (1999). The conservation of resources model applied to work-family conflict and strain. Journal of Vocational Behavior, 54(2), 350-370. [https://doi.org/10.1006/jvbe.1998.1666]
Hobfoll, S. E. (1989). Conservation of resources: a new attempt at conceptualizing stress. American Psychologist, 44(3), 513. [https://doi.org/10.1037/0003-066X.44.3.513]
Kangas, O., Jauhiainen, S., Simanainen, M., & Ylikännö, M. (2020). Suomen perustulokokeilun arviointi. Sosiaali-ja terveysministeriö.
Kung, C. S., Pudney, S. E., & Shields, M. A. (2022). Economic gradients in loneliness, social isolation and social support: evidence from the UK Biobank. Social Science & Medicine, 306, 115122. [https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2022.115122]
Macmillan, R., & Shanahan, M. J. (2021). Why precarious work is bad for health: Social marginality as key mechanisms in a multi-national context. Social Forces, 100(2), 821-851. [https://doi.org/10.1093/sf/soab006]
Matilla-Santander, N., Jonsson, J., Kreshpaj, B., Orellana, C., Benach, J., Badarin, K., ... & Bodin, T. (2022). The relation between precarious employment arrangements and social precarity: findings from the PREMIS study in Stockholm, Sweden. International Journal of Health Services, 52(2), 201-211. [https://doi.org/10.1177/00207314211051880]
O'Higgins, N., & Brockie, K. (2024). The youth guarantee, vulnerability, and social exclusion among NEETs in Southern Europe. Politics and Governance, 12. [https://doi.org/10.17645/pag.7469]
Osberg, L. (2015). Economic inequality in the United States. Routledge. [https://doi.org/10.4324/978131564677]
Ozcelik, H., & Barsade, S. G. (2018). No employee an island: Workplace loneliness and job performance. Academy of Management Journal, 61(6), 2343-2366. [https://doi.org/10.5465/amj.2015.1066]
Park, Y., Baik, S. Y., Kim, H. S., & Lee, S. H. (2017). The influence of traditional culture and the interpersonal psychological theory on suicide research in Korea. Psychiatry Investigation, 14(6), 713. [https://doi.org/10.4306/pi.2017.14.6.713]
Rohde, N., Tang, K. K., Osberg, L., & Rao, P. (2016). The effect of economic insecurity on mental health: Recent evidence from Australian panel data. Social Science & Medicine, 151, 250-258. [https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2015.12.014]
Ryan, R. M., & Deci, E. L. (2010). A self-determination theory perspective on social, institutional, cultural, and economic supports for autonomy and their importance for well-being. In Human autonomy in cross-cultural context: Perspectives on the psychology of agency, freedom, and well-being (pp. 45-64). Dordrecht: Springer Netherlands. [https://doi.org/10.1007/978-90-481-9667-8_3]
Ryan, R. M., & Deci, E. L. (2020). Intrinsic and extrinsic motivation from a self-determination theory perspective: Definitions, theory, practices, and future directions. Contemporary Educational Psychology, 61, 101860. [https://doi.org/10.1016/j.cedpsych.2020.101860]
Ryu, S., & Fan, L. (2023). The relationship between financial worries and psychological distress among US adults. Journal of Family and Economic Issues, 44(1), 16-33. [https://doi.org/10.1007/s10834-022-09820-9]
Santini, Z. I., Jose, P. E., Cornwell, E. Y., Koyanagi, A., Nielsen, L., Hinrichsen, C., ... & Koushede, V. (2020). Social disconnectedness, perceived isolation, and symptoms of depression and anxiety among older Americans (NSHAP): a longitudinal mediation analysis. The Lancet Public Health, 5(1), e62-e70. [https://doi.org/10.1016/S2468-2667(19)30230-0]
Shankar, A., McMunn, A., Banks, J., & Steptoe, A. (2011). Loneliness, social isolation, and behavioral and biological health indicators in older adults. Health Psychology, 30(4), 377. [https://doi.org/10.1037/a0022826]
Sharaievska, I., & Stodolska, M. (2017). Family satisfaction and social networking leisure. Leisure Studies, 36(2), 231-243. [https://doi.org/10.1080/02614367.2016.1141974]
Shintel, H., Cacioppo, J. T., & Nusbaum, H. (2006). Accentuate the negative, eliminate the positive? Individual differences in attentional bias to positive and negative information. Paper presented at the 47th Annual Meeting of the Psychonomic Society, Houston, Texas. [https://doi.org/10.1037/e527352012-489]
Standing, G. (2011). The precariat: The new dangerous class. Bloomsbury Academic. [https://doi.org/10.5040/9781849664554]
Stuber, J. P., & Schlesinger, M. (2006). Sources of stigma for means-tested government programs. Social Science & Medicine, 63(4), 933-945. [https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2006.01.012]
Su, J. H., & Dunifon, R. (2017). Nonstandard work schedules and private safety nets among working mothers. Journal of Marriage and Family, 79(3), 597-613. [https://doi.org/10.1111/jomf.12358]
Vanhalst, J., Gibb, B. E., & Prinstein, M. J. (2017). Lonely adolescents exhibit heightened sensitivity for facial cues of emotion. Cognition and Emotion, 31(2), 377-383. [https://doi.org/10.1080/02699931.2015.1092420]
von Deylen, L., & Wichardt, P. C. (2025). Welfare Conditionality and Social Identity Effect Mechanisms and the Case of Immigrant Support. Social Sciences (2076-0760), 14(1). [https://doi.org/10.3390/socsci14010052]
Yoon, S., & Kwon, K. (2024). Spatial Distribution and Influencing Factors of Single-Person Households with Social Isolation in Seoul, South Korea. Sustainability, 16(3), 1280. [https://doi.org/10.3390/su16031280]

분류	연구모형
모형(1)	$I 청 년 의 사 회 적 고 립 = β 0 + X 경 제 적 불 안 정 성 + X 고 용 불 안 정 성 + X 주 거 불 안 정 성 + C 통 제 변 수 + ϵ$
모형(2)	$I 청 년 의 사 회 적 고 립 = β 0 + X 경 제 적 불 안 정 성 + X 고 용 불 안 정 성 + X 주 거 불 안 정 성 + M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + C 통 제 변 수 + ϵ$
모형(3)	$Y 청 년 의 사 회 적 고 립 = β 0 + X 경 제 적 불 안 정 성 + X 고 용 불 안 정 성 + X 주 거 불 안 정 성 + M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + X 경 제 적 불 안 정 성 × M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + C 통 제 변 수 + ϵ$
모형(4)	$Y 청 년 의 사 회 적 고 립 = β 0 + X 경 제 적 불 안 정 성 + X 고 용 불 안 정 성 + X 주 거 불 안 정 성 + M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + X 고 용 불 안 정 성 × M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + C 통 제 변 수 + ϵ$
모형(5)	$Y 청 년 의 사 회 적 고 립 = β 0 + X 경 제 적 불 안 정 성 + X 고 용 불 안 정 성 + X 주 거 불 안 정 성 + M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + X 주 거 불 안 정 성 × M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + C 통 제 변 수 + ϵ$
모형(6)	$I 청 년 의 사 회 적 고 립 = β 0 + X 경 제 적 불 안 정 성 + X 고 용 불 안 정 성 + X 주 거 불 안 정 성 + M 청 년 주 거 지 원 정 책 이 용 정 도 + C 통 제 변 수 + ϵ$
모형(7)	$Y 청 년 의 사 회 적 고 립 = β 0 + X 경 제 적 불 안 정 성 + X 고 용 불 안 정 성 + X 주 거 불 안 정 성 + M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + X 경 제 적 불 안 정 성 × M 청 년 주 거 지 원 정 책 이 용 정 도 + C 통 제 변 수 + ϵ$
모형(8)	$Y 청 년 의 사 회 적 고 립 = β 0 + X 경 제 적 불 안 정 성 + X 고 용 불 안 정 성 + X 주 거 불 안 정 성 + M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + X 고 용 불 안 정 성 × M 청 년 주 거 지 원 정 책 이 용 정 도 + C 통 제 변 수 + ϵ$
모형(9)	$Y 청 년 의 사 회 적 고 립 = β 0 + X 경 제 적 불 안 정 성 + X 고 용 불 안 정 성 + X 주 거 불 안 정 성 + M 청 년 일 자 리 지 원 정 책 이 용 정 도 + X 주 거 불 안 정 성 × M 청 년 주 거 지 원 정 책 이 용 정 도 + C 통 제 변 수 + ϵ$

변수 명	관측값	평균	표준편차
사회적 고립	271	1.4872	1.9612
경제적 불안정성	271	-.1739	.8694
고용 불안정성	271	.6507	.4776
주거 불안정성	271	2.3571	.9859
서울시 청년 일자리 지원정책 이용 정도	271	.0745	.2263
서울시 청년 주거 지원정책 이용 정도	271	.1429	.2807
성별	271	.4469	.4981
연령	271	28.6162	3.7466
교육수준	271	2.0148	.8984
가구 유형	271	2.7380	1.4407
이전 직장 경험	271	.7582	.4289
부채	271	1.7611	3.1225
주관적 소득수준	271	4.4723	2.4264
가구소득	271	5.7659	1.3177
네트워크	271	3.5701	.8551

	사회적 고립
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)	(8)	(9)
주: * p<.1, p<.05, * p<.01, ( ) 안은 Standard Error.
경제적 불안정성 (A)	*.2967(.1699)**	*.2969(.1702)**	*.3521(.1837)**	*.3017(.1679)**	*.2939(.1704)**	*.3023(.2443)**	.3253 (.2055)	.2835 (.1723)	*.3034(.1702)**
고용 불안정성 (B)	-.2613 (.2393)	-.2594 (.2450)	-.2602 (.2453)	-.1194 (.2466)	-.2533 (.2483)	-.2296 (.2443)	-.2308 (.2456)	-.0528 (.2654)	-.2154 (.2457)
주거 불안정성 (C)	.3789(.1278)*	.3786(.1280)*	.3711(.1292)*	.3657(.1267)*	.4088(.1332)*	.3894(.1292)*	.3891(.1297)*	.3926(.1291)*	.4299(.1421)*
청년 일자리 지원정책 이용 정도(D)	-	-.0321 (.5738)	-.0472 (.5590)	2.9110*** (.7052)	1.1379 (1.5346)	-	-	-	-
청년 주거 지원정책 이용 정도(E)	-	-	-	-	-	-.3034 (.4491)	-.3217 (.4518)	1.2403 (.9677)	.4029 (1.1876)
A × D	-	-	*-.6929(.4189)**	-	-	-	-	-	-
B × D	-	-	-	-3.5188(.9317)*	-	-	-	-	-
C × D	-	-	-	-	-.5888 (.7273)	-	-	-	-
A × E	-	-	-	-	-	-	-.1570 (.5200)	-	-
B × E	-	-	-	-	-	-	-	*-1.9015(1.0608)**	-
C × E	-	-	-	-	-	-	-	-	0.3034 (.4707)
성별	.3016 (.2236)	.3034 (.2254)	.2945 (.2250)	.2716 (.2249)	.3269 (.2274)	.3321 (.2262)	.3302 (.2266)	.3391 (.2263)	.3476 (.2261)
연령	.0536 (.0383)	.0536 (.0385)	.0533 (.0386)	.0426 (.0383)	.0554 (.0387)	.0531 (.0388)	.0543 (.0400)	.0474 (.0385)	.0530 (.0386)
교육수준	-.0682 (.1261)	-.0696 (.1235)	-.0633 (.1238)	-.0311 (.1218)	-.0896 (.1283)	-.0812 (.1256)	-.0801 (.1255)	-.0609 (.1232)	-.0853 (.1272)
가구 유형	-.0146 (.0859)	-.0148 (.0875)	-.0212 (.0874)	-.0454 (.0873)	-.0059 (.1283)	-.0175 (.0875)	-.0195 (.0883)	-.0279 (.0860)	.0142 (.0882)
이전 직장 경험	.3661 (.2582)	.3657 (.2590)	.3623 (.2588)	.3583 (.2512)	.3617 (.2594)	.3740 (.2601)	.3748 (.2608)	.3723 (.2544)	.3867 (.2647)
부채	.0470 (.0397)	.0470 (.0398)	.0453 (.0398)	.0537 (.0402)	.0413 (.0384)	.0458 (.0403)	.0454 (.0403)	.0509 (.0408)	.0427 (.0387)
주관적 소득수준	*.0887(.0498)**	*.0884(.0511)**	*.0908(.0507)**	*.0941(.0515)**	.0812 (.0492)	*.0854(.0509)**	*.0856(.0510)**	*.0872(.0517)**	.0825 (.0500)
가구소득	*-.1436(.0800)**	*-.1433(.0815)**	*-.1399(.0806)**	-.1308 (.0813)	*-.1412(.0799)**	*-.1445(.0797)**	*-.1448(.0795)**	*-.1371(.0787)**	*-.1447(.0789)**
네트워크	-.3006(.1447)**	-.2996(.1417)**	-.3090(.1422)**	-.3210(.1435)**	-.3143(.1403)**	-.2905(.1427)**	-.2899(.1428)**	-.3076(.1441)**	-.3038(.1384)**
상수	.4756 (1.2817)	.4764 (1.2903)	.5282 (1.2880	.7239 (1.3028)	.4463 (1.2874)	.4891 (1.3016)	.4677 (1.3193)	.5180 (1.2928)	.4466 (1.3035)
관측값	271	271	271	271	271	271	271	271	271
F	4.21***	4.44***	4.47***	6.27***	4.16***	4.58***	4.31***	4.82***	4.23***
R²	.1856	.1830	.1881	.2050	.1859	.1847	.1850	.1956	.1863

청년 일자리 지원정책 이용 정도 (M=.0745, SD=.2263)	B	SE	90% CI
청년 일자리 지원정책 이용 정도 (M=.0745, SD=.2263)	B	SE	LLCI	ULCI
주: * p<.1, p<.05, * p<.01, ( ) 안은 Standard Error.
독립변수: 경제적 불안정성
낮음	1.0967	1.1918	-.8637	3.0571
중간	-.3200	.5484	-1.2220	.5821
높음	-1.7366*	.9812	-3.3506	-.1226
독립변수: 고용 불안정성
낮음	-.1194	.2576	-.5430	.3043
중간	-7.1569**	3.2403	-12.4868	-1.8271
높음	-14.1944**	6.5109	-24.9039	-3.4850

청년 주거 지원정책 이용 정도 (M=.1429, SD=.2807)	B	SE	90% CI
청년 주거 지원정책 이용 정도 (M=.1429, SD=.2807)	B	SE	LLCI	ULCI
주: * p<.1, p<.05, * p<.01, ( ) 안은 Standard Error.
독립변수: 고용 불안정성
낮음	-.0528	.2766	-.5078	.4022
중간	-3.8557*	2.2060	-7.4842	-.2272
높음	-7.6586*	4.4940	-15.0507	-.2666

분류	변수 명		질문문항 및 측정		Cronbach's alpha
종속변수	사회적 고립		Q. 귀하는 다음과 같은 상황이 발생했을 때, 도움을 받을 수 있는 사람(가족, 친척, 친구, 이웃, 직장 동료)이 있으십니까?		.8222
			(1)	취업이나 진로에 관한 조언이나 정보를 물어볼 수 있는 사람
			(2)	나에게 필요한 주거/금융/법률 관련 정보를 물어볼 수 있는 사람
			(3)	몸이 아파 집안일을 부탁해야 하는 경우, 집안일을 해줄 수 있는 사람
			(4)	몸이 아파서 거동하기가 어려울 때 도와줄 수 있는 사람
			(5)	내가 돈이 필요할 때 갑자기 큰돈을 빌릴 수 있는 사람
			(6)	낙심하거나 우울할 때 속마음을 털어놓을 수 있는 사람
			(7)	내가 갑자기 연락 두절되었을 때, 나의 안부(생사)를 확인해줄 수 있는 사람
독립변수	청년 불안정성	경제적	표준화된 log(총재산+1)의 부호를 반전한 값		-
		고용	Q. 귀하의 주된 일자리 고용형태는 무엇입니까? (1: 상용근로자, 임시근로자, 일용근로자, 특수형태근로 종사자, 고용원이 있는 자영업자, 고용원이 없는 자영업자, 무급가족종사자 / 0: 정규직 임금근로자)		-
		주거	Q. 귀하가 거주하는 집의 상태에 대하여 평가해주시기 바랍니다. (1: 매우 불량 / 2: 조금 불량 / 3: 보통 / 4: 조금 양호 / 5: 매우 양호)		.9299
			(1)	집의 구조물(견고, 균열 상태), 난방 및 단열, 방수 상태
			(2)	환기 상태(창문 개폐 여부, 통풍 상태, 곰팡이나 습기 상태)
			(3)	채광 상태
			(4)	냉방 상태(에어컨이나 냉방 시설 유무)
			(5)	소음(차량 경적, 공사장 소음 등 외부소음, 층간소음)
			(6)	재난, 재해(산사태나 홍수, 지진 피해 등) 안전성
			(7)	화재로부터의 안전성(화재예방 전기시설, 화재대피시설 유무)
			(8)	주택 방범상태(외부인의 주택 내 침입에 대한 안전성)
			(9)	주택 위생 상태(악취, 벌레 등)
조절변수	서울시 청년정책 이용 정도	Q. 최근 1년 동안 해당 지원을 받거나 이용하신 적이 있습니까? (1: 있다 / 0: 없다)
		일자리	(1)	서울형 청년인턴 직무캠프·미래청년 일자리	.8249
			(2)	청년 취업사관학교
			(3)	서울 뉴딜형 일자리
		주거	(1)	역세권 청년주택	.4689
		주거	(2)	청년월세지원	.4689
통제변수	성별		1: 남 / 0: 여		-
	연령		2022 - 출생연도		-
	교육수준		1: 고등학교 졸업 이하, 2: 전문대 졸업, 3: 대학교 졸업, 4: 대학원 졸업		-
	가구 유형		1: 1인 가구, 2: 기타 가구, 3: 무자녀 부부가구, 4: 부모동거 가구, 5: 유자녀 부부가구		-
	이전 직장 경험		1: 이전 직장 경험 있음 / 0: 이전 직장 경험 없음		-
	주관적 소득수준		1 ~ 10 (1: 최하, 10: 최상)		-
	가구소득		log(월평균 가구소득)		-
	부채		log(부채 총액)		-
	네트워크		Q. 귀하는 다음의 각 집단의 사람들과 직접 만나는 대면/비대면 형태로 평소 얼마나 자주 교류하십니까? (1: 전혀 없다, 2: 1년에 1-2회, 3: 3개월에 1-2회, 4: 한달에 1-2회, 5: 일주일에 1-2회, 6: 거의 매일(일주일에 3-4회 이상))		.7545
			(1)	가족
			(2)	친인척
			(3)	친한 친구나 친한 사람
			(4)	이외 직장, 학교 동네에서 알고 지내는 사람들
			(5)	온라인 커뮤니티, SNS로 알게 된 사람들

구분	가설	결과
가설1	청년의 경제적 불안정성이 높을수록 사회적 고립을 심화시킬 것이다.	채택
가설2	청년의 고용 불안정성이 높을수록 사회적 고립을 심화시킬 것이다.	기각
가설3	청년의 주거 불안정성이 높을수록 사회적 고립을 심화시킬 것이다.	채택
가설4	청년 일자리 지원정책을 이용할수록 경제적 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.	채택
가설5	청년 일자리 지원정책을 이용할수록 고용 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.	채택
가설6	청년 일자리 지원정책을 이용할수록 주거 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.	기각
가설7	청년 주거 지원정책을 이용할수록 경제적 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.	기각
가설8	청년 주거 지원정책을 이용할수록 고용 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.	채택
가설9	청년 주거 지원정책을 이용할수록 주거 불안정성이 사회적 고립에 미치는 영향이 완화될 것이다.	기각