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충남대학교 사회과학연구소 학술지영문홈페이지
[ Article ]
Journal of Social Science - Vol. 37, No. 1, pp.275-297
ISSN: 1976-2984 (Print)
Print publication date 31 Jan 2026
Received 19 Sep 2025 Revised 03 Dec 2025 Accepted 15 Jan 2026
DOI: https://doi.org/10.16881/jss.2026.01.37.1.275

가족돌봄청년의 돌봄 부담이 자살생각에 미치는 영향: 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과

김동현 ; 강현지†
연세대학교 사회복지대학원
Association between Caregiving Burden and Suicidal Ideation among Young Carers: Sequential Dual Mediation Effects of Loneliness and Depression
Donghyeon Kim ; HyunJi Kang†
Yonsei University

Correspondence to: †강현지, 연세대학교 사회복지대학원 석사과정, 서울 서대문구 연세로 50, E-mail : k542467@naver.com 김동현, 연세대학교 사회복지대학원 박사수료(제1저자)

초록

본 연구는 가족돌봄청년의 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과를 검증하고자 하였다. 이를 위해 서울청년패널조사 자료를 활용하여 만 18세에서 34세 사이의 미혼 청년 중 가족구성원에게 정기적으로 돌봄을 제공하는 287명을 대상으로 분석을 실시하였다. 종속변수인 자살생각의 특성을 고려하여 희소사건 이항회귀분석을 적용하였으며, 부트스트래핑 방식을 통해 매개효과를 검증하였다. 주요 연구 결과는 다음과 같다. 첫째, 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움의 매개효과는 유의하지 않았다. 둘째, 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 우울의 매개효과도 유의하지 않았다. 셋째, 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과는 유의하였다. 이러한 결과를 바탕으로 가족돌봄청년의 자살 예방 및 개입을 위해 돌봄 부담을 완화하고, 외로움과 우울 등 정신건강 요인에 대한 개입을 강화할 필요가 있음을 제언하였다. 본 연구는 가족돌봄청년이 겪는 돌봄부담이 외로움과 우울을 순차 매개하여 자살생각에 미치는 영향을 검증함으로써, 가족돌봄청년을 위한 실천적·정책적 방안을 제시하였다는 데 의의가 있다.

Abstract

This study examined the sequential double-mediating effects of loneliness and depression in the relationship between the caregiving burden and suicidal ideation among young adult family caregivers. Data from the Seoul Youth Panel Survey were used to analyze 287 unmarried young adults aged 18 to 34 who regularly provided care to a family member. Given the characteristics of the dependent variable (suicidal ideation), logistic regression was applied, and mediation effects were tested using a bootstrapping method. The main findings were as follows. First, the mediating effects of loneliness in the relationship between caregiving burden and suicidal ideation were not significant. Second, the mediating effects of depression in the relationship between caregiving burden and suicidal ideation were also not significant. Third, the sequential double-mediating effects of loneliness and depression in the relationship between caregiving burden and suicidal ideation were significant. Based on these results, this study suggested that, to prevent suicide and enhance interventions for young adult family caregivers, it is necessary to reduce the caregiving burden and strengthen interventions targeting mental health factors such as loneliness and depression.

Keywords:

Caregiving Burden, Suicidal Ideation, Loneliness, Depression, Young Carers

키워드:

돌봄 부담, 자살생각, 외로움, 우울, 가족돌봄청년

1. 서 론

돌봄은 인간의 삶 전반에 걸쳐 필수적으로 요구된다. 그동안 우리 사회는 돌봄의 책임을 주로 가족에게 전가해 왔으며(김지선, 주영선, 2025; 장경섭, 진미정, 성미애, 이재림, 2015), 돌봄에 대한 공적 개입은 가족의 돌봄을 보완하는 수준에 머물러 왔다(함선유, 2023). 특히, 고령기에 접어든 부모를 중장년층의 자녀가 돌보는 것이 관습이자 효로 여겨졌기 때문에(Lee & Sung, 1998; Sung, 1995), 가족돌봄의 양상이 보편적인 모습으로 여겨졌다. 그러나 2021년 대구 간병살인 사건1)(KBS 뉴스, 2021.11.15.)으로 인해 청소년 및 청년 시기에 가족돌봄을 수행하여 복지 사각지대에 있는 가졸돌봄청년(young carers)에 대한 사회적 관심이 확대되었다. 실제 우리나라 13-34세 청(소)년 중 약 4.1%는 가족돌봄을 수행하고 있고(보건복지부, 2022) 19-34세 청년 중 주돌봄자는 0.6%-1.4%로 추정되며, 최소 추정치인 0.6%는 약 6만 1,000명으로 예측된다(함선유, 2023).

가족돌봄청년은 중장년층의 가족돌봄자와는 다른 양상의 돌봄 부담을 경험한다. 이들은 생애주기적 관점에서 아직 자립 초기 단계에 있어 학업, 진로 탐색, 사회적 관계 형성 등 삶의 주요 기반을 마련하고 사회 진출을 준비해야 하는 중요한 전환기에 있다(Arnett, 2000). 이러한 시기에 가족 내 돌봄을 감당하는 것은 교육 기회 박탈뿐 아니라 고용시장 진입의 지연, 직업 불안정, 사회적 배제 등 다양한 위험을 동반한다(최영준, 김보영, 김윤영, 임소현, 오서은, 2022; Becker & Becker, 2008; Hamilton & Adamson, 2013; Xue, Lacey, Di Gessa, & McMunn, 2023). 이는 청년의 삶 전 영역에 장기적이고 누적적인 기회비용으로 작용하며, 현재의 삶뿐만 아니라 미래의 사회경제적 안정성에도 부정적인 영향을 미칠 수 있다(노혜진, 2023; 보건복지부, 2022).

가족돌봄청년이 가족구성원을 돌보는 과정에서 경험하는 높은 돌봄 부담은 심각한 정신건강 문제로 이어진다(김지선, 주영선, 2025; 서혜지, 김교성, 2024; 이의빈, 김진원, 2024). 이들은 돌봄으로 인해 시간적·경제적 빈곤 상태에 놓이는 경우가 많고, 심리적으로는 미래에 대한 불안, 정서적 소진, 스트레스를 지속적으로 경험한다(선미정, 장정은, 김진영, 2022). 특히, 돌봄 상황이 장기화될수록 자신이 처한 상황에 대한 막막함, 무기력함 등의 심리적 어려움이 커지면서 자살생각 및 자살시도뿐만 아니라 살해 후 자살로도 이어질 수 있다(김민정, 김현주, 2023; 김아롱, 정익중, 2023; Bourget, Gagné, & Whitehurst, 2010; Fleitas Alfonzo, Singh, Disney, Ervin, & King, 2022; King, Redmond, Reavley, Hamilton, & Barr, 2023; O’Dwyer et al., 2021). 실제로 가족돌봄청년은 비돌봄청년보다 자살생각이 3배 높고(최영준, 2023), 돌봄 경험이 청년기 정신적 스트레스로 이어져 자살생각 및 자해의 위험을 증가시키기도 하였다(King et al., 2023).

이러한 심리적 위기는 일시적 감정 문제로 보기 어려우며, 돌봄 환경의 구조적 문제로 인한 심리·사회적 어려움과 연관된다. 청년기에는 또래 집단과의 동질성이 중시되어 청년기 돌봄 경험은 학교나 초기 노동시장 환경에서 이질적인 것으로 인식된다(김아롱, 정익중, 2023). 이로 인해 자신의 경험을 공유하거나 이해받기 어려워 점차 자신의 상황을 은폐하거나 감추게 되며(김재윤, 김주은, 진미정, 2024; Stamatopoulos, 2018), 또래 집단에서의 낙인 우려와 ‘정상적인 청년기’와의 차이로 인해 점차 사회적으로 고립된다(Chikhradze, Knecht, & Metzing, 2017). 또한, 가족돌봄청년의 돌봄 시간은 주당 평균 21.6시간, 주돌봄자일 경우에는 32.8시간으로 나타나(함선유, 2023), 돌봄으로 인한 시간 제약은 또래와의 만남이나 사회적 교류 기회를 감소시켜 사회적 관계망이 축소될 수 있다(노혜진, 박나리, 2023; 서혜지, 김교성, 2024). 게다가 이들은 가족구성원의 돌봄이 우선시되면서, 일상생활의 중심이 점차 가족 내부로 제한되고 개인의 외부 활동이 감소하여 상당한 외로움을 경험한다(노혜진, 2024; 선미정 외, 2022; Becker & Becker, 2008; Haugland, Hysing, & Sivertsen, 2022).

우울은 가족돌봄자가 가장 흔히 경험하는 심리적 문제 중 하나이며 외로움과 밀접한 관련이 있다. 반복적인 돌봄, 사회적 관계 단절, 일상 제약 등으로 인해 우울은 심화되며, 가족돌봄청년은 학업 및 진로 어려움 등 발달과제를 수행하는 어려움이 더해져 우울로 이어질 위험이 크다(최영준 외, 2025; Fleitas Alfonzo et al., 2022; Magaña, Ramirez Garcia, Hernández, & Cortez, 2007). 실제 가족돌봄청년의 61.5%가 우울하다고 느끼며 이는 비돌봄청년보다 7배 높은 수준이다(보건복지부, 2023; 함선유, 2023). 특히, 돌봄시간이 15시간 이상인 경우 68.9%, 주돌봄자 70.9%가 우울하다고 느껴 돌봄 부담이 클수록 우울 수준은 더욱 심화된다(김재윤 외, 2024; 함선유, 2023). 게다가 학교 재학과 취업 상태에 있지 않은 청년, 즉 사회적 소속이 결여된 청년의 돌봄 부담과 우울 수준이 모두 높았다(노혜진, 박나리, 2023). 가족돌봄청년은 가족돌봄으로 인해 미재학·미취업 상태에 놓일 가능성이 큰데, 이는 사회적 고립과 은둔의 위험성을 높여 우울을 심화시킬 수 있다(Bowman Grangel, McMahon, Dunne, & Gallagher, 2024; Stamatopoulos, 2018).

가족돌봄청년의 심리·사회적 어려움을 이해하는 데 있어, 외로움과 우울이 자살생각으로 이어지는 핵심 매개 요인임에 주목할 필요가 있다(Shoib et al., 2023). 대인관계적 고통인 외로움은 타인과의 연결감, 삶의 의미 상실로 이어져 자살 위험을 증가시키며(Chen, Jian, Chang, Chao, & Yen, 2023), 우울 또한 자살생각의 핵심적인 선행 요인으로 연구되어 왔다(Meyer, Zhang, Gao, & Prigerson, 2013; O’Dwyer, Moyle, Zimmer-Gembeck, & De Leo, 2016). 특히, 외로움과 우울은 통계적 방법, 기능적 측면 모두에서 서로 구별되는 증상임이 입증되었다(Cacioppo, Hawkley, & Thisted, 2010; Hawkley & Cacioppo, 2010). 다수의 연구에서 외로움은 우울 증상을 심화시키고, 우울증 및 자살 사고와 밀접한 관련이 있음이 밝혀져 왔다(Saul & Gursul, 2021; Stickley & Koyanagi, 2016). 이러한 맥락에서 가족돌봄청년의 돌봄 부담, 외로움, 우울이 자살생각으로 이어지는 간접적 경로를 검증할 필요가 있다.

가족돌봄청년에 대한 사회적 관심은 점차 확대되고 있으나 국내 학술적 연구는 아직 초기 단계에 머물러 있다. 특히 가족돌봄청년에 대한 실태조사가 최근에서야 이루어졌기 때문에 그동안 수행된 연구들은 주로 질적 연구방법에 집중되어, 양적 자료를 바탕으로 한 실증 연구는 부족한 실정이다. 또한, 가족돌봄청년의 심리·정서적 어려움으로 외로움과 우울에 주목한 연구는 일부 존재하지만(김재윤 외, 2024; 노혜진, 박나리, 2023; 선미정 외, 2022; Becker & Becker, 2008) 가족돌봄청년의 자살생각에 관한 연구는 제한적이며, 외로움과 우울이 자살생각으로 이어지는 경로를 살펴본 연구는 극히 드물다. 이에 본 연구는 가족돌봄청년의 돌봄 부담이 외로움과 우울을 매개로 자살생각으로 이어지는 경로를 살펴보고자 한다. 이를 통해 가족돌봄청년의 정신건강 위기를 다차원적으로 이해함으로써 실천적·정책적 제언을 통한 실효성 있는 개입 전략과 지원방안을 제시하고자 한다.

2. 이론적 배경

1) 돌봄부담과 자살생각의 관계

가족돌봄자 역할은 대부분 예고 없이 갑작스럽게 시작되기 때문에, 많은 이들이 준비되지 않은 상태에서 돌봄을 시작하게 된다. 이로 인해 가족돌봄자들은 신체적·정신적 건강 및 삶의 질 측면에서 다양한 부정적 영향을 경험하는 경우가 많다(Kim & Lee, 2021). 특히, 가족 돌봄자의 자살 사고 비율은 일반 인구에 비해 높은 수준으로 보고되고 있다. 미국 질병통제예방센터(CDC)에 따르면, 2021년 기준 가족돌봄자의 약 30%가 최근 한 달 내 심각한 자살 사고를 경험한 것으로 나타났다(Czeisler et al., 2021). 국내 대규모 전국 조사에서 가족돌봄자의 17.7%가 최근 1년 내 자살생각을 경험한 바 있으며(Park et al., 2013). 치매 가족돌봄자의 경우 거의 3명 중 1명의 자살 사고를 표현하였다(Solimando et al., 2022). 국가별 비교에서도 한국에서는 17-46%(Kong & Park, 2022), 호주에서는 16-26%(O’Dwyer et al., 2016), 캐나다에서는 52%(Teasdale-Dubé & Viau-Quesnel, 2024)에 달하는 자살 사고율이 보고되었다. 가족돌봄자의 자살 사고는 돌봄 대상자에 대한 학대, 심지어 살해 후 자살로 이어질 위험성도 존재하여(Bourget et al., 2010), 가족돌봄자 개인의 문제를 넘어, 돌봄 대상자에게도 부정적인 영향을 미칠 수 있다.

가족돌봄자의 자살 사고는 돌봄 수혜자의 증가하는 요구를 감당하는 과정에서 신체적·정서적으로 탈진되었을 때 발생한다(Cheng, 2017). 돌봄 부담은 돌봄 기능을 수행하면서 경험하는 정서적·신체적 건강 저하, 사회적 관계의 위축, 재정적 어려움 등을 포괄하는 개념으로 객관적 부담과 주관적 부담으로 구분하기도 한다(이민경, 김성희, 오다은, 2024; Liu, Heffernan, & Tan, 2020). 소진 이론(wear and tear model)에 따르면, 돌봄 과정에서의 누적된 스트레스 요인들이 시간이 지남에 따라 돌봄 제공자의 정신건강을 점진적으로 악화시킨다(Townsend, Noelker, Deimling, & Bass, 1989). 실제로 돌봄 제공은 정신건강 장애의 독립된 위험 요인으로 확인되었으며(Stansfeld et al., 2014), 기존의 정서적 고통을 악화시키는 요인으로 작용하기도 한다(O’Dwyer, Moyle, & Van Wyk, 2013). 돌봄 요구가 클수록 돌봄 제공자의 심리적 고통 수준은 증가하는 경향이 있으며(Cheng, 2017; Schoenmakers, Buntinx, & Delepeleire, 2010), 주당 돌봄 시간과 총 돌봄 기간은 돌봄자의 정서적 건강과 밀접한 관련이 있다(Pinquart & Sörensen, 2011). 즉, 돌봄 부담은 가족돌봄자의 자살의 핵심적인 요소이다(Teasdale-Dubé, Viau-Quesnel, & Lapierre, 2024). 돌봄 기간이 길고, 돌봄 시간이 많을수록 자살 사고 위험과 정서적 질환 발생 가능성이 증가하며(Adelman et al., 2014; Joling, O’Dwyer, Hertogh, & van Hout, 2018), 자살 사고의 배경에는 교육, 고용상태, 소득, 거주지 등의 객관적 조건보다는, 지속적이고 장기적인 돌봄으로 인한 감정적·신체적 소진이 보다 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다(O’Dwyer et al., 2013). 청소년 가족돌봄자에 관한 연구에서도 16-17세의 6개월 이상 핵심 돌봄 활동을 수행한 청소년은 18-19세 시점 자살 사고 위험이 더 컸고(King et al., 2023), 2018～2019년에 17세였던 청소년 돌봄 제공자들이 2～3년 뒤 자살 시도율이 더 높았다(Nakanishi et al., 2022).

2) 외로움과 자살생각의 관계

외로움은 개인이 기대하는 사회적 연결 수준과 실제로 경험하는 연결 수준 간의 주관적인 괴리에서 비롯된 감정이다(Akhter-Khan, rina, Wong, Mayston, & Li, 2023). 사회적 고립과 외로움은 가족돌봄 과정에서 흔히 나타나는 결과이다(Teasdale-Dubé & Viau-Quesnel, 2024). 가족돌봄자들은 사회적 교류나 참여가 제한된 채 집 안에 고립되기 쉬우며, 이는 외로움을 심화시킬 수 있다(Bonin-Guillaume, Arlotto, Blin, & Gentile, 2022). 특히, 또래 관계가 활발히 이루어지는 청년기에 가족을 돌보느라 원하는 수준의 사회적 관계를 맺고 유지하기 어려운 가족돌봄청년은 가족돌봄으로 인해 정서적 소진, 심리적 스트레스가 증가하며, 장기적으로는 학업·정신건강·사회적 참여 등 다양한 측면에서 불이익을 경험하게 된다(노혜진, 2024; Lacey, Xue, & McMunn, 2022). 이러한 구조적·심리적 제약은 ‘영케어러 페널티(young carer penalty)’라고 불리기도 한다(Stamatopoulos, 2018).

많은 가족돌봄청년은 타인에게 도움을 요청하는 데 소극적이며, 특히 청소년기 돌봄 제공자는 충분한 사회적 지지를 받지 못하는 경우가 많다(Barry, 2011; King et al., 2023). 이들은 가족 보호에 대한 책임감을 크게 느끼며, 불만을 표현하거나 도움을 요청하는 것조차 죄책감이나 비난으로 받아들이는 경향이 있다(Nakanishi et al., 2022). 주변 또래나 교사, 서비스 제공자의 인식 부족과 낙인도 이러한 도움 회피 성향을 강화시킨다(Moore & McArthur, 2007; Watt, Ibe, Edginton, & Whitehead, 2017). 실제로 영국의 조사에 따르면 약 80%의 청소년 돌봄 제공자가 지역사회로부터 어떤 지원도 받지 못하고 있는 것으로 나타났다(Children’s Commissioner, 2016).

이처럼 외로움은 가족돌봄청년에게 구조적, 정서적, 사회적 고립의 형태로 누적되며, 단순한 감정에 그치지 않고 인지적, 생리적, 행동적 반응을 유발하여 건강 전반에 부정적인 영향을 미친다(Cacioppo & Hawkley, 2003; Hawkley & Cacioppo, 2010). 대인관계 심리이론(Interpersonal Theory)과 3단계 자살이론(Three-Step Theory)에 따르면 외로움은 대인관계적 고통(interpersonal distress)으로 작용하여 자살 위험을 증가시키며, 타인과의 연결감 상실은 삶의 의미 상실로 이어질 수 있다(Chen et al., 2023). 치매 환자 돌봄제공자의 외로움과 자살 사고 간의 연관성이 명확히 보고되었고(Joling et al., 2018), 자살 사고를 경험한 여성 돌봄 제공자는 그렇지 않은 여성보다 사회적 지지 수준이 유의미하게 낮은 것으로 확인되었다(O’Dwyer et al., 2013). 사회적 지지가 부족한 경우 자살 사고 가능성이 커진다는 연구도 반복적으로 보고되었다(Huang et al., 2018).

3) 우울과 자살생각의 관계

가졸돌봄자에게 우울은 가장 흔한 심리적 문제 중 하나이며, 반복적인 돌봄 업무, 일상 제약, 사회적 고립 등으로 인해 쉽게 심화된다(Heru, Ryan, & Madrid, 2005; Magaña et al., 2007). 특히, 청년기에 돌봄 역할을 수행하는 가족돌봄청년은 또래관계 단절, 학업 지연, 진로 탐색의 제약 등 발달적 과업을 수행하는 데 어려움을 겪고, 이로 인한 좌절감과 정서적 소진은 우울로 이어질 위험이 높다(최영준 외, 2025; Fleitas Alfonzo et al., 2022). 스트레스 과정 모델에 따르면, 돌봄 스트레스로 인해 나타나는 심리적 고통이 단지 객관적인 돌봄 강도에 의해서가 아니라, 개인이 돌봄 상황을 어떻게 인식하고 해석하느냐에 따라 결정된다고 본다(Aneshensel, Pearlin, Mullan, Zarit, & Whitlatch, 1995). 즉, 동일한 돌봄 환경이라도 그것을 과중한 부담으로 지각할수록 우울과 같은 부정적 정서 반응이 더 강하게 나타날 수 있다.

선행연구에 따르면, 가족돌봄 제공자는 비돌봄 집단보다 우울 증상을 보일 가능성이 상대적으로 높으며(Pinquart & Sörensen, 2003), 돌봄 제공자로의 역할을 시작한 이후 우울 증상이 통계적으로 유의미하게 증가했다고 보고하였다(Glauber & Day, 2018). 뇌졸중 환자의 가족돌봄자는 일반 인구보다 우울 증상이 1.2배 더 높게 보고되었으며(Kim & Lee, 2021), 싱가포르의 가족돌봄 실태조사에서는 가족돌봄자가 일반인보다 ‘중등도 이상 우울 위험군’에 속할 가능성이 2.36배 높았다(Chan, Malhotra, Malhotra, Rush, & Østbye, 2013). 돌봄 부담에 대한 지각은 우울과 밀접한 관련이 있으며(Rhee et al., 2008), 가족돌봄청년은 돌봄 경험이 없는 또래보다 우울과 불안 수준이 유의미하게 높은 것으로 보고되었다(Greene, Cohen, Siskowski, & Toyinbo, 2017; Haugland, Hysing, & Sivertsen, 2020).

우울은 자살생각의 핵심적인 선행 요인으로 오랜 기간에 걸쳐 반복적으로 입증되어 왔다. 가족돌봄자를 대상으로 한 연구에서도, 자살생각 여부를 예측하는 다양한 심리사회적 변수들 중에서 우울만이 유의미한 예측 요인으로 나타났다(O’Dwyer et al., 2013). 이는 돌봄 과정에서 축적된 정서적 고통이 단순한 감정적 반응에 그치지 않고, 삶에 대한 희망 상실, 존재의 무가치감, 나아가 죽음에 대한 사고로 이어질 수 있음을 보여준다. 치매, 조현병, 암 환자의 돌봄 제공자를 대상으로 한 연구에서 자살생각이 있는 돌봄 제공자는 그렇지 않은 돌봄 제공자보다 우울증 가능성이 더 컸다(Huang et al., 2018; Meyer et al., 2013; O’Dwyer et al., 2016; O’Dwyer et al., 2021).

4) 외로움 및 우울과 자살생각의 관계

외로움과 우울 증상은 서로 구별되는 상태이며, 이는 통계적 방법(Cacioppo et al., 2003)이나 기능적 독립성 측면(Cacioppo et al., 2010)에서도 입증되었다. 외로움은 기존의 우울 증상 수준을 초과하여 새로운 우울 증상의 증가를 예측한다(Fried et al., 2015; Marziali et al., 2020). 여러 대규모 장기 연구는 외로움이 이후 우울 증상 위험을 증가시킨다는 점을 밝혔다(Lee et al., 2021; Saul & Gursul, 2021). 이처럼 외로움은 다른 어떤 정신질환보다 우울증 및 자살 사고와 더 밀접하게 관련되어 있고(Meltzer et al., 2013; Stickley & Koyanagi, 2016), 우울이나 불안과 같은 다른 요인을 통해 간접적으로 자살 사고에 영향을 줄 수 있다(Maultsby, Lopez Jr, Wolff, Spirito, & Esposito-Smythers, 2023; Miller, Esposito-Smythers, & Leichtweis, 2016).

이중매개모형은 여러 변수 간의 관계를 검증할 수 있을 뿐 아니라, 변수 간에 어떤 순서가 이론적으로 적절한지를 확인할 수 있어, 이론 모델에 대한 추가적인 경험적 증거를 제공할 수 있는 방법론적 장점이 있다(Carnahan, Carter, & Herr, 2020). 또한, 외로움과 우울 간의 관계는 치매, 알츠하이머병, 만성 폐쇄성 폐질환, 중증 정신질환자 가족돌봄자들 사이에서 이미 확인되었으나(Beeson, Horton-Deutsch, Farran, & Neundorfer, 2000; Kara & Mirici, 2004; Pertl, Rogers, Brennan, Robertson, & Lawlor, 2016; Zhang, Lv, Qiao, & Liu, 2021), 청년 가족돌봄자에 대한 연구는 매우 부족한 실정이다. 이에 스트레스과정 모델, 자살의 대인관계 이론에 근거하여 가족돌봄청년의 돌봄부담과 자살생각 간의 관계에서 외로움과 우울의 이중매개모형을 검증하여 가족돌봄청년에 대한 정책 및 실천적 개입 방안을 모색하고자 한다.

3. 연구 방법

1) 연구모형

본 연구의 목적은 가족돌봄청년의 돌봄 부담이 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과를 검증하는 데 있다. 이를 위한 연구모형은 <그림 1>과 같으며, 구체적인 연구가설은 다음과 같다.

<그림 1>

연구모형

첫째, 가족돌봄청년의 돌봄 부담은 자살생각에 영향을 미칠 것이다.

둘째, 가족돌봄청년의 외로움은 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 매개효과가 있을 것이다.

셋째, 가족돌봄청년의 우울은 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 매개효과가 있을 것이다.

넷째, 가족돌봄청년의 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울은 순차적 이중매개효과가 있을 것이다.

2) 분석자료

본 연구는 서울시와 서울연구원이 공동 수행한 ｢서울청년패널조사｣(SYPS: Seoul Young Adult Panel Study) 데이터를 활용하였다. 서울청년패널조사는 서울시에 거주하는 만 18세에서 34세 사이의 내국인 청년을 대상으로 하며, 청년층의 교육·고용·주거·사회 인식 등 다양한 삶의 영역에서 나타나는 변화를 종단적으로 추적하여 서울시 청년정책의 수립 및 개선을 위한 기초자료를 제공하는 것을 목적으로 한다(서울연구원, 2022). 본 조사는 2020년 예비조사와 2021년 본 조사를 통해 구축되었다.

분석 대상자는 응답자 중 본인의 배우자와 자녀를 제외한 가족구성원에게 정기적으로 돌봄을 제공한다고 응답한 청년으로 한정하였다. 가족돌봄청년의 특성과 실태를 보다 면밀히 파악하기 위해 2차년도부터 관련 문항이 신규로 포함되었으므로, 본 연구에서는 2차년도 조사(2022년) 자료를 사용하였다. 구체적으로, 가족에게 돌봄을 제공한다고 응답한 554명을 1차로 추출한 뒤, 이 중 정기적으로 돌봄을 제공한 경우만 분석 대상에 포함하였다. 이는 가족돌봄 제공자에 대한 학계의 명확한 정의가 부재한 상황에서, Tur-Sinai 외(2020)가 제시한 ‘주 1회 이상’의 돌봄 기준을 준용한 것이다. 이에 따라 비정기적으로 돌봄을 제공한 212명은 분석에서 제외하였다. 또한 유배우자의 경우 배우자 관계에서 비롯되는 정서적 지지가 돌봄 경험에 영향을 미쳐 이질적 특성이 나타날 가능성이 있으므로(Zarit, Polenick, DePasquale, Liu, & Bangerter, 2019), 유배우자 청년 36명도 분석 대상에서 제외하였다. 이러한 기준에 따라 최종적으로 미혼이며 가족구성원에게 정기적으로 돌봄을 제공하는 청년 287명을 본 연구의 분석 대상으로 확정하였다.

3) 측정도구

(1) 돌봄 부담

돌봄 부담은 “귀하는 가족을 돌보거나 생계를 책임지고 있기 때문에 학업이나 진로, 미래를 계획하는 데 어려움이 있습니까?”라는 단일 문항으로 측정하였다. 해당 문항은 1점(매우 어렵다)부터 5점(전혀 어렵지 않다)까지의 5점 리커트 척도로 응답하도록 구성되어 있다. 본 연구에서는 해석의 일관성과 분석의 편의를 위해 문항을 역코딩하여 사용하였으며, 점수가 높을수록 돌봄 부담 수준이 높음을 의미한다.

(2) 외로움

외로움은 UCLA 외로움 척도(UCLA Loneliness Scale) 버전 3을 기반으로 진은주와 황석현(2019)이 한국 실정에 맞게 타당화한 20개 문항을 사용하여 측정하였다. 본 척도는 개인이 경험하는 외로움의 주관적 수준을 평가하는 자기보고식 설문으로, 예시 문항으로는 “나는 더 이상 어느 누구와도 가깝지 않다고 생각한다”, “혼자 남겨진 것 같은 기분이 든다”, “나는 사람들 사이에서 고립되어 있다고 느낀다” 등이 포함된다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘항상 그렇다(4점)’까지의 4점 리커트 척도로 응답하며, 총점이 높을수록 외로움 수준이 높은 것을 의미한다. 총점 범위에 따라 외로움 수준은 미미(20～34점), 보통(35～49점), 약간 외로움(50～64점), 매우 외로움(65～80점)으로 해석된다(서울연구원, 2023). 본 연구에서 해당 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α = .937로 나타나 내적 일관성이 매우 높은 수준이었다.

(3) 우울

우울 수준은 CESD-11(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale-11) 척도를 활용하여 측정하였다. CESD-11은 총 11개 문항으로 구성되며, “상당히 우울했다”, “먹고 싶지 않고 식욕이 없었다”, “잠을 설쳤다” 등의 문항을 포함한다. 각 문항은 ‘극히 드물다(일주일에 1일 미만)(1점)’부터 ‘대부분 그랬다(일주일에 5일 이상)(4점)’까지의 4점 리커트 척도로 응답하도록 되어 있다. 이를 0～3점으로 환산한 뒤 합산하여 총점을 산출하였으며, 총점이 높을수록 우울 수준이 높은 것으로 해석하였다. 점수에 따른 우울 위험 수준은 16점 미만은 저위험군, 16～24점은 중위험군, 25점 이상은 고위험군으로 분류한다(서울연구원, 2023). 본 연구에서 해당 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α = .899로 나타나 내적 일관성이 매우 높은 수준이었다.

(4) 자살생각

자살생각은 “귀하께서는 최근 1년 동안 자살하는 것에 대해 진지하게 생각한 적이 한 번이라도 있습니까?”라는 단일 문항으로 측정하였다. 응답은 ‘예(1)’, ‘아니오(2)’의 이분형 척도로 구성되어 있으며, 분석에서는 ‘아니오(2)’를 ‘없음(0)’으로 재코딩하여 사용하였다.

(5) 통제변수

본 연구에서는 성별, 연령, 학력, 소득수준, 건강상태를 통제변수로 설정하였다(Czeisler et al., 2021; Joling, Ten Have, De Graaf, & O’Dwyer, 2019; O’Dwyer et al., 2021). 성별은 ‘남자(0)’, ‘여자(1)’로 이분화하여 코딩하였으고, 연령은 만 나이 기준으로 연속변수로 처리하였다. 학력은 ‘고등학교 졸업 이하(1)’부터 ‘대학원 졸업(4)’까지의 4점 척도로 구성하였다. 소득수준은 ‘최하(1)’에서 ‘최상(10)’까지의 10점 척도로 측정하였으며, 건강상태는 ‘전혀 건강하지 않다(1)’부터 ‘매우 건강하다(5)’까지의 5점 리커트 척도로 평가하였다.

4) 분석방법

가족돌봄청년의 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과를 검증하기 위해 다음과 같은 절차로 통계분석을 수행하였다. 첫째, 연구 대상의 일반적 특성과 주요 변수의 분포를 파악하기 위해 빈도분석과 기술통계를 실시하였다. 둘째, 주요 변수 간 관계를 확인하기 위해 Pearson 상관분석을 수행하였다. 셋째, 돌봄 부담이 자살생각에 미치는 영향에서 외로움과 우울의 순차적 매개효과를 검증하기 위해, 자살생각에 대해서는 희소사건 로지스틱 회귀분석(rare event logistic regression)을, 매개변수에 대해서는 다중선형회귀분석을 실시하였다. 자살생각은 0과 1의 값을 갖는 이분변수로 일반적으로 로지스틱 회귀분석이 적절하나, 본 연구에서는 자살생각의 비율이 15.3%로 낮고(44명), 투입되는 변수 1개당 최소 10개의 사건 발생 건수(Events Per Variable)를 권장한다는 기준(Peduzzi, Concato, Kemper, Holford, & Feinstein, 1996)을 고려할 때 일반적인 최대우도 추정법 적용 시 계수 추정치에 편향이 발생하여 예측확률이 과소추정될 위험이 있다(King & Zeng, 2001). 이에 따라 편향을 보정하는 Firth의 편향 수정 로지스틱 회귀(Firth, 1993)를 적용하였다. 또한 매개효과 검증을 위해 부트스트래핑 방식을 적용하였으며, 간접효과의 유의성은 5,000회 재표집을 통해 산출한 95% 신뢰구간에 0이 포함되는지 여부를 기준으로 판단하였다. 모든 통계분석은 IBM SPSS Statistics 29.0과 STATA 18.0을 사용하였다.

4. 연구 결과

1) 연구대상자의 인구사회학적 특성

연구대상자의 인구사회학적 특성은 <표 1>에 제시하였다. 연구대상자의 성별은 남자 138명(48.1%), 여자 149명(51.9%)으로 나타났다. 학력은 ‘대학교 졸업’과 ‘고등학교 졸업 이하’가 각각 118명(41.1%)으로 가장 높은 비율을 차지하였다. 소득수준은 ‘중간’이 182명(63.4%)으로 가장 많았으며, ‘하’는 86명(30.0%), ‘상’은 19명(6.6%)으로 조사되었다. 대상자의 평균 연령은 26.98세(SD = 4.12)였으며, 건강상태의 평균은 3.40(SD = 0.92)으로 나타났다.

조사대상자의 인구사회학적 특성

2) 주요 변수 실태 및 상관관계 분석

주요 변수의 분포는 <표 2>와 같다. 가족돌봄청년 중 돌봄 부담을 느끼는 비율은 23.4%(67명)로 나타났다. 외로움 수준은 ‘약간 외로움’이 20.6%(59명), ‘매우 외로움’이 1.4%(4명)이었다. 우울 수준은 중위험군이 14.3%(41명), 고위험군이 1.7%(5명)으로 나타났다. 자살생각이 있는 경우는 44명(15.3%)이었다.

주요 변수 실태

연구의 주요 변수인 자살생각, 돌봄 부담, 외로움, 우울의 수준을 파악하기 위해 기술통계 분석을 실시한 결과는 <표 3>과 같다. 종속변수인 자살생각의 평균은 0.15(SD = 0.36)였으며, 독립변수인 돌봄 부담은 평균 2.62(SD = 1.14)로 나타났다. 매개변수인 외로움과 우울의 평균은 각각 39.98(SD = 11.18), 7.74(SD = 6.59)로 확인되었다. 모든 변수의 왜도와 첨도는 각각 절대값 2와 7 미만으로, 정규분포 가정에 부합하는 것으로 나타났다(Curran, West, & Finch, 1996).

주요 변수의 기술통계 및 상관관계

주요 변수 간 상관분석 결과를 살펴보면, 모든 변수간 유의한 상관관계를 보였다. 자살생각은 돌봄 부담(r=.23, p<.001), 외로움(r=.33, p<.001), 우울(r=.46, p<.001)과 유의한 정적 상관관계를 보였다. 돌봄 부담은 외로움(r=.38, p<.001) 및 우울(r=.38, p<.001)과 정적인 상관관계를, 외로움과 우울(r=.65, p<.001) 간에도 강한 정적 상관이 확인되었다.

3) 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과

가족돌봄청년의 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과를 검증한 결과는 <표 4>와 같다. Model 1을 살펴보면, 돌봄 부담은 자살생각에 유의한 정적 영향을 미쳤다(B=.35, p<.05). 즉, 가족돌봄청년의 돌봄 부담이 높을수록 자살생각을 할 가능성이 1.41배 높았다(Odds=1.41). Model 2를 살펴보면, 돌봄 부담은 외로움에 유의한 정적 영향을 미쳤다(B=.2.75, p<.001).

가족돌봄청년의 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과

Model 3을 살펴보면, 돌봄 부담은 우울에 유의한 정적 영향을 미쳤고(B=.61, p<.05), 외로움 또한 우울에 유의한 정적 영향을 미쳤다(B=.32, p<.001). 마지막으로 Model 4를 살펴보면, 돌봄 부담과 외로움은 자살생각에 유의한 영향을 미치지 않았지만, 우울은 자살생각에 유의한 정적 영향을 미쳤다(B=.16, p<.001). 즉, 가족돌봄청년의 우울이 높을수록 자살생각을 할 가능성이 1.16배 높았다(Odds=1.16, p<.001). 본 결과를 도식화 한 것은 <그림 2>와 같다.

<그림 2>

돌봄부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 매개효과

부트스트랩 분석을 통해 매개효과를 검증한 결과는 <표 5>와 같다. 돌봄 부담이 외로움을 매개로 자살생각에 영향을 미치는 간접효과(Effect=.04, CI: -.104～191)는 통계적으로 유의하지 않았다. 또한, 돌봄 부담이 우울을 매개로 자살생각에 영향을 미치는 간접효과(Effect=.09, CI: -.010～.196)도 통계적으로 유의하지 않았다. 반면, 돌봄 부담이 외로움과 우울을 순차적으로 매개하여 자살생각에 미치는 간접효과는 통계적으로 유의하였다(Effect=.13, CI: .033～.230). 이러한 결과는 돌봄 부담이 높을수록 외로움 수준이 증가하고, 외로움이 우울 수준을 높이며, 결국 이러한 우울이 자살생각 가능성을 증가시킨다는 것을 보여준다.

부트스트랩을 통한 외로움과 우울의 순차적 매개효과 검증

5. 논 의

본 연구의 목적은 가족돌봄청년의 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과를 검증하는 데 있다. 이를 위해 서울청년패널조사 2차년도 자료를 활용하여 만 18세에서 34세 사이의 청년 287명을 대상으로 분석을 실시하였다. 연구의 주요 결과 및 제언은 다음과 같다.

첫째, 돌봄 부담은 외로움과 우울에 직접적인 영향을 미쳤다. 이는 선행연구(Czeisler et al., 2021; O’Dwyer et al., 2013; Teasdale-Dubé et al., 2024)와 일치하는 결과로, 돌봄 부담이 단순한 일시적 스트레스가 아니라 장기적으로 정신건강을 소진시키는 누적적 위험 요인일 수 있음을 시사한다. 가족돌봄청년이 경험하는 돌봄 부담은 다차원적으로 부정적 영향을 미친다. 먼저 장시간 돌봄과 반복적인 간병 업무는 수면 부족이나 만성 통증 등 신체적 문제를 유발할 수 있으며, 이러한 신체적 소진은 정서적 고갈과 무망감으로 이어질 가능성이 있다. 또한 돌봄으로 인해 또래와의 교류 및 사회적 참여가 제한되면서 사회적 고립과 관계 단절을 경험하기도 한다(Moore & McArthur, 2007; Watt et al., 2017). 더 나아가 청년기에 수행해야 할 학업 및 진로와 같은 발달과업이 지연되거나 좌절될 수 있고, 이는 재정적 어려움과 장기적 삶의 전망에 대한 불확실성을 심화시킬 수 있다(Arnett, 2000; Becker & Becker, 2008; Hamilton & Adamson, 2013). 이러한 점을 종합하면, 가족돌봄청년의 정신건강 악화를 예방하기 위해 돌봄 부담을 경감하는 사회적·정책적 개입이 필요함을 시사한다.

둘째, 가족돌봄청년의 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움의 매개효과는 유의하지 않았다. 선행연구에서는 돌봄 부담이 외로움 수준을 높일 수 있으며(노혜진, 2024; 선미정 외, 2022; Chikhradze et al., 2017; Haugland et al., 2022), 외로움이 자살생각에 영향을 미치는 것으로 나타났다(Huang et al., 2018; Joling et al., 2019; O’Dwyer et al., 2013). 가족돌봄청년은 가족구성원을 돌보느라 사회적 교류나참여가 제한되어 고립되고 외로움을 느낄 가능성이 크며(Moore & McArthur, 2007; Watt et al., 2017), 외로움은 타인과의 연결감 및 삶의 의미감 저하와도 관련된다(Chen et al., 2023). 그럼에도 본 연구 결과에서는 가족돌봄청년의 경우 외로움이 돌봄 부담과 자살생각의 관계를 단독으로 매개한다는 경로가 지지되지 않았다. 이는 가족돌봄청년은 외로움이 자살생각의 예측요인으로 작동하는 방식이 다른 청년과 다를 수 있음을 시사한다. 예를 들어, 무망감, 심리적 소진, 경제적 압박 등 다른 요인이 자살생각에 더 직접적으로 영향을 미칠 가능성이 있음을 의미한다.

셋째, 가족돌봄청년의 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 우울의 매개효과는 유의하지 않았다. 선행연구에서는 돌봄 부담이 우울을 심화시키고 우울이 자살생각과 관련되는 것으로 보고되어 왔으나(Glauber & Day, 2018; Kim & Lee, 2021; O’Dwyer et al., 2021), 본 연구 결과는 가족돌봄청년 집단에서 우울이 돌봄 부담과 자살생각의 관계를 독립적으로 매개하는 경로가 지지되지 않음을 보여준다. 이는 가족돌봄청년의 자살생각이 우울만으로 충분히 설명되기보다, 돌봄 부담이 자살생각에 영향을 미치는 과정에서 다른 심리·사회적 요인이나 복합 경로가 함께 작동할 가능성을 시사한다. 즉, 돌봄 과정에서 발생하는 과중한 책임감, 사회적 활동의 제약, 학업·진로 갈등 등이 심리적 부담을 증가시킬 수는 있으나, 그것이 우울을 거쳐 자살생각으로 연결되는 경로가 본 연구에서는 단독으로 확인되지 않았다. 우울은 가족돌봄자에게 흔히 관찰되는 심리적 문제로 알려져 있으나(Heru et al., 2005; Pinquart & Sörensen, 2003), 가족돌봄청년의 경우 우울이 자살생각으로 이어지는 과정에서 외로움과 같은 관계적 요인, 혹은 통제감·무망감 등 다른 정서·인지 요인의 영향이 상대적으로 더 크게 작용했을 가능성이 있다. 자원 고갈 이론(Resource depletion theory) 관점에서 가족돌봄청년은 학업·진로 발달 과업과 가족 돌봄을 동시에 수행하며 정서적·인지적 자원이 소진될 수 있으나(Jones, 2018), 이러한 자원 소진이 곧바로 우울이라는 단일 정서 상태로만 수렴되기보다는 다양한 심리적 경로를 통해 나타날 수 있다. 더불어 청년기의 자율성 및 자기정체성 발달 과업이 돌봄 부담으로 제약될 때 경험되는 혼란과 자기부정적 정서 역시 우울과는 구별되는 방식으로 자살생각에 영향을 줄 여지가 있다. 따라서 가족돌봄청년의 자살 예방 개입은 우울 선별과 개입을 포함하되, 우울에만 초점을 제한하기보다 돌봄 부담 완화와 함께 관계적 고립, 통제감 저하, 미래 불확실성 등 복합 요인을 통합적으로 고려하는 접근이 필요함을 시사한다.

마지막으로, 돌봄 부담과 자살생각 간 관계에서 외로움과 우울의 순차적 매개효과는 통계적으로 유의하였다. 이는 가족돌봄청년의 경우 돌봄 부담이 곧바로 자살생각으로 이어지기보다는, 외로움과 우울이라는 정서적 과정을 거쳐 자살생각이 심화될 수 있음을 보여준다. 이러한 결과는 외로움과 우울이 상호 관련되면서도 구별되는 정서적 경험이라는 점(Cacioppo et al., 2006; Cacioppo et al., 2010)과, 외로움이 이후 우울 증상을 심화시킬 수 있다는 선행연구(Lee et al., 2021; Saul & Gursul, 2021)와도 일치한다. 즉, 돌봄 부담은 사회적 교류의 제약과 정서적 고립감을 통해 외로움을 강화하고, 이러한 외로움이 심리적 자원의 고갈을 촉진함으로써 우울로 이어지는 연쇄적 경로로 나타날 수 있다. 따라서 외로움은 우울과 단순히 동일한 증상으로 취급되기보다, 우울로 연결될 수 있는 선행 요인이자 매개 과정으로 이해될 필요가 있다. 이러한 결과는 가족돌봄청년의 자살 예방 개입에서 우울에 대한 선별과 지원뿐 아니라, 돌봄으로 인한 사회적 고립과 외로움을 예방·완화하기 위한 다층적 접근이 병행되어야 함을 시사한다.

이러한 결과를 바탕으로 실천 및 정책적 개입에 관한 제언은 다음과 같다. 첫째, 가족돌봄청년의 가족돌봄 부담을 경감하기 위해 돌봄 서비스 지원의 확대 및 제도적 정비가 필요하다. 가족돌봄청년은 돌봄에 많은 시간을 투입함으로써 청년기에 요구되는 학업, 진로 준비, 여가 및 사회참여의 기회를 충분히 누리기 어렵고, 이로 인해 미래에 대한 불안과 삶의 전망의 불확실성이 심화될 수 있다(선미정 외, 2022). 현재 가족돌봄청년을 대상으로 한 돌봄비 지원과 지자체 차원의 지원체계가 마련되어 있으나(보건복지부, 2024; 서울시복지재단, 2024), 지원이 일정 기준에 따라 선별적으로 제공되는 점, 지원 기간과 규모가 돌봄 부담의 지속성에 비해 제한될 수 있다는 점, 그리고 지역별 제도·자원 수준에 따라 접근성과 지원 강도에 차이가 발생할 수 있다는 점에서 한계가 존재한다. 따라서 가족돌봄청년을 ‘일시적 취약 상황’이 아니라 돌봄 부담의 지속성과 발달과업의 특수성을 지닌 정책대상으로 명확히 위치시키고, 중앙정부와 지자체가 연계된 안정적 지원체계를 제도화할 필요가 있다. 특히 서비스 지원(돌봄 공백 완화)과 경제적 지원(학업·진로 유지의 기반)을 분절적으로 제공하기보다, 가족돌봄청년이 돌봄 부담으로 인해 삶의 주요 영역에서 누적되는 불이익을 완화할 수 있도록 통합적 접근이 요구된다.

둘째, 가족돌봄청년의 외로움을 완화하기 위해 또래 네트워크, 자조모임 등 지속가능한 관계망 형성을 지원할 필요가 있다. 가족돌봄청년은 학교나 직장 등 기존 사회적 관계망 속에서 ‘정상적 청년기’의 이행과정에 속해 있지 않다고 인식하면서 자신의 상황을 숨기거나 위축감을 경험할 수 있다(김민정, 김현주, 2023; 서혜지, 김교성, 2024). 반면 유사한 경험을 가진 또래 돌봄자들과는 자신의 이야기를 비교적 안전하게 공유할 수 있고, 이해와 공감, 격려를 통해 상호 신뢰와 지지를 기반으로 한 관계 형성이 가능하다(Maton, 1988). 따라서 가족돌봄청년이 자신의 상황을 나누고 지지받을 수 있는 또래 지지집단이 필요하다(최영준, 2023). 이를 위해 초기 참여 장벽을 낮추는 온·오프라인 병행 방식을 적용하되, 정기성이 담보된 소규모 그룹 기반 프로그램으로 설계할 필요가 있다. 이러한 관계망은 유익한 정보 교환을 제공하는 소통 창구로써 공공 서비스에 대한 접근성을 높일 수도 있다. 특히 가족돌봄으로 인해 학교나 직장 등에 소속되어 있지 않은 청년은 고립이나 은둔으로 이어질 위험이 높고(노혜진, 박나리, 2023) 관련 정보를 획득하기 어려울 수 있어, 이들을 대상으로 한 아웃리치와 참여 유인 전략을 함께 포함할 필요가 있다.

셋째, 가족돌봄청년의 우울 수준을 완화하기 위한 통합적 정신건강 서비스 제공이 필요하다. 특히 가족돌봄청년의 외로움 수준을 정기적으로 스크리닝함으로써 우울로의 이행 가능성이 높은 고위험군을 조기에 발견하고 초기 개입을 강화할 필요가 있다. 현재 인천, 울산, 충북, 전북에 설치된 청년미래센터에서 전담 인력을 활용하여 심리지원과 사례관리를 제공하고 있으나(보건복지부, 2024), 지원의 횟수와 기간에 관한 운영 기준이 명확하지 않아 지속적이고 체계적인 개입으로 이어지기에는 한계가 있다. 따라서 가족돌봄청년을 대상으로 전문 상담사 및 임상심리사와의 연계를 통해 지속적이고 체계적인 심리상담 서비스를 제공해야 한다. 특히, 돌봄을 수행하는 과정에서 우울과 자살생각 등 정신건강 취약성이 심화될 수 있는 청년을 포괄적으로 지원하되, 주돌봄자를 우선적으로 고려하고 돌봄 부담 수준에 따라 단계화된 맞춤형 지원을 제공할 필요가 있다(서혜지, 김교성, 2024). 또한 정기적 모니터링과 전문적 개입을 결합한 체계적 지원체계로 기능을 강화하고, 가족돌봄청년의 욕구에 기반한 맞춤형 정신건강 프로그램을 운영함으로써 치료적 중심 접근을 넘어 예방적 개입을 확대할 필요가 있다.

본 연구는 다음과 같은 한계가 있어 해석에 유의가 필요하다. 첫째, 서울청년패널조사를 분석자료로 활용하여 연구대상자가 서울시 청년에 한정되어 있으므로, 연구 결과를 가족돌봄청년 집단에 일반화하는 데 제한적이다. 둘째, 가족돌봄청년의 대학생, 취업준비생, 사회초년생 등 발달 단계별 특성을 충분히 반영하지 못하여 후속 연구에서는 이러한 특성에 고려할 필요가 있다. 셋째, 돌봄 부담이 단일 문항으로 측정되었으며, 2차 자료의 한계로 돌봄기간, 돌봄시간, 학업, 진로·미래 계획, 경제적 어려움 등 다양한 돌봄 부담감을 구체적으로 분석하는 데 한계가 있었다. 후속 연구에서는 돌봄 부담을 다차원적으로 측정하기 위해 보다 정교하고 타당화된 척도를 활용할 필요가 있다.

이러한 한계에도 불구하고 본 연구는 가족돌봄청년의 돌봄 부담감이 외로움, 우울을 순차적으로 매개하여 자살생각에 영향을 미치는 점을 검증함으로써, 돌봄 부담이 정신건강에 미치는 부정적 경로를 검증하여 가족돌봄청년에 대한 실천적·정책적 방안을 제시하였다는 점에 의의가 있다.

Acknowledgments

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

Notes
1) 2021년 22세 청년은 아버지가 뇌졸중으로 쓰러진 후 가족 간병을 전담하였지만, 생활고와 돌봄부담으로 인해 아버지를 방치하여 사망에 이르게 한 사건.

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연구모형

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돌봄부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 매개효과

<표 1>

조사대상자의 인구사회학적 특성

변수 구분 N(%)
성별 남성 138(48.1)
여성 149(51.9)
학력 고등학교 졸업 이하 118(41.1)
전문대 졸업 35(12.2)
대학교 졸업 118(41.1)
대학원 졸업 16(5.6)
소득수준 상(8~10) 19(6.6)
중(4~7) 182(63.4)
하(1~3) 86(30.0)
연령(M±SD) 26.98(4.12)
건강상태(M±SD) 3.40(.92)

<표 2>

주요 변수 실태

변수 구분 N(%)
돌봄 부담
(1-5)		 느끼고 있음 67(23.4%)
보통 80(27.9%)
느끼지 않음 140(48.8%)
외로움
(20-80)		 미미(20-34점) 93(32.4%)
보통(35-49점) 131(45.6%)
약간 외로움(50-64점) 59(20.6%)
매우 외로움(65-80점) 4(1.4%)
우울
(0-33)		 저위험군(16점 미만) 241(84.0%)
중위험군(16-24점) 41(14.3%)
고위험군(25점 이상) 5(1.7%)
자살생각 있음 44(15.3%)
없음 243(84.7%)

<표 3>

주요 변수의 기술통계 및 상관관계

구분 1 2 3 4
***p<.001
1. 자살생각 1
2. 돌봄 부담 .23*** 1
3. 외로움 .33*** .38*** 1
4. 우울 .46*** .38*** .65*** 1
M .15 2.62 39.98 7.74
SD .36 1.14 11.18 6.59
왜도 1.94 .27 .26 .97
첨도 1.76 -.75 -.27 .31

<표 4>

가족돌봄청년의 돌봄 부담과 자살생각의 관계에서 외로움과 우울의 순차적 이중매개효과

구분 Model 1
(DV: 자살생각)		 Model 2
(DV: 외로움)		 Model 3
(DV: 우울)		 Model 4
(DV: 자살생각)
B S.E. Odds B S.E. t B S.E. t B S.E. Odds
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
성별 .62 .36 1.85 -.62 1.23 -.50 .28 .59 .48 .78* .39 2.18
연령 -.05* .02 .95 -.49** .19 2.63 -.06 .09 -.64 -.02*** .003 .98
학력 .03 .18 1.03 -1.89* .75 -2.52 .23 .36 .63 .13 .19 1.14
소득수준 -.66 .34 .52 -.56 .34 -1.64 -.33* .16 -2.01 -.28 .35 .76
건강상태 -.34 .19 .71 -2.23** .70 -3.18 -1.31*** .34 -3.88 .01 .22 .99
돌봄 부담 .35* .16 1.41 2.75*** .56 4.88 .61* .28 2.18 .12 .18 1.13
외로움 .32*** .03 11.23 .02 .02 1.02
우울 .15*** .04 1.16
R2 .47 .70
Adj R2 .22 .49
F 13.14*** 38.83***
Wald χ2 28.80*** 119.56***
McKelvey & Zavoina R2 .205 .353

<표 5>

부트스트랩을 통한 외로움과 우울의 순차적 매개효과 검증

구분 Effect S.E. 95% CI
LLCI ULCI
pLSUP**<.01, 신뢰기준 95% 수준에서 통계적으로 유의함. 본 모형은 성별, 연령, 주관적 경제수준, 주관적 건강상태를 통제변수로 설정하였음.
개별 매개효과 총합 .27** .08 .103 .433
외로움의 매개효과 .04 .08 -.104 .191
우울의 매개효과 .09 .05 -.010 .196
외로움과 우울의 순차적 매개효과 .13** .05 .033 .230