아동 · 청소년기 다차원적 박탈경험이 초기 성인기 정신 건강에 미치는 통시적 영향

1. 서 론

생애과정론(life course theory)에 따르면, 아동기와 청년기의 경험이 성인이 된 이후에도 지속적으로 영향을 준다(Elder, 1994). 예를 들어, 가족 구조의 변화는 가구소득과 영향을 주고받으며 자녀의 발달을 저해할 수 있다(이도훈, 2020). 어린 시절에 어떤 경험을 하는지에 따라 아동발달이 달라지며 그 격차는 세대 내 이동으로 연결된다. 불평등을 해소하기 위해서는 취약계층이 아동기·청소년기에 겪는 경험이 성인이 된 이후 어떤 영향을 주는지 확인할 필요가 있다. 한편, 청소년기는 성인기로 이행하기 이전 단계로 이행 자체가 가지고 있는 불확실성이 증폭되는 시기이다(McLeod & Shanahan, 1993). 이 시기에 어떤 경험을 하는지에 따라 성인기 이행이 안정적으로 이뤄지는지가 결정된다. 아동기만큼 청소년기도 중요하게 연구되어야 할 시기인 것이다.

자녀의 발달에 영향을 주는 가구 요인으로 가족 구조의 변화, 부모의 사회경제적 지위, 부모의 양육 등이 있다. 이 중 사회경제적 지위는 아동발달에 영향을 주는 핵심 요인이다(Bradley & Corwyn, 2002; Letourneau, Duffett-Leger, Levac, Watson, & Young-Morris, 2013). 사회경제적 지위인 소득과 자산이 낮으면 다양한 경로를 통하여 아동발달에 부정적 영향을 주기 때문이다(이도훈, 2020; Aber, Bennett, Conley, & Li, 1997; Duncan & Brooks-Gunn, 1997).

기존 연구들은 청소년기 부모의 사회경제적 지위를 넘어 빈곤이 초기 성인기 변수에 미치는 영향에 관심을 가져왔다(예를 들어, 황인찬, 이도훈, 2023). 여기서 빈곤층은 “인간다운 생활을 누리는 데 필요한 최소한의 자원을 보유하지 못해 생계유지에 고통받는 사람들의 집합”으로 정의된다(장세훈, 2006, 180쪽). 필요한 최소한의 자원이 충족되지 못한 상태라는 점에서 다차원적 빈곤 개념이 존재할 수 있지만, 경제적 자원을 기반으로 연구하는 것이 일반적이다. 아동기는 기본적 자원을 스스로 확보하기 어려운 시기이므로 아동빈곤은 다른 시기의 빈곤보다 외부의 개입이 더 많이 필요하다. 아동빈곤은 1989년 UN 아동권리협약(United Nations Convention on Child Rights)과 2002년 사회개발정상회의(World Summit for Social Development)에서 해결되어야 하는 문제를 지적했을 정도로 전 세계적으로 중요한 문제라고 할 수 있다(김은주, 2015).

빈곤이 자녀에게 미치는 영향은 다양한 경로를 통해 이뤄질 수 있다. 우선, 부모가 빈곤으로 스트레스와 우울을 경험할 수 있다(황연재, 2022). 스트레스를 겪은 부모는 자녀와 원활한 관계를 유지하지 못하게 되어 아동발달에 부정적 영향을 준다.

다음으로, 자녀가 겪게 되는 빈곤으로 인한 생활 수준 저하 경험이 장기적으로 영향을 줄 수 있다. 인지사회학의 연구에 따르면, 어린 시절 경험이 체화된 인지를 형성하게 된다(Guhin, Calarco, & Miller-Idriss, 2021; Lizardo, 2004). 특히, 인지 형성에 있어 신체적 경험이 핵심적이다. 빈곤으로 인해 여러 문제를 신체적으로 경험하고, 그 과정에서 형성된 인지가 장기적으로 부정적 경험을 초래할 수 있다. 예를 들어, 수도가 끊긴 경험이나 잦은 이사 경험, 난방을 틀지 못하는 경험은 장기적으로 지속되어 아동발달에 부정적 영향을 줄 수 있다. 또한, 빈곤 가구에서는 학원을 비롯한 아동발달에 필요한 자원을 제공하지 못하여 학업 성취를 낮출 수 있다.

그런데, 횡단면으로 연구하게 되면 경험의 시점(timing), 지속성(duration), 시간적 배열(sequence), 궤적(trajectory)을 복합적으로 고려하기 어렵다. 빈곤을 경험하는 시기와 그 지속 정도에 따라 아동발달의 정도가 다르므로 어린 시절 빈곤 경험의 동태적 변화를 파악하는 연구가 진행되어 왔다(이도훈, 2020; 황인찬, 이도훈, 2023; Brooks-Gunn & Duncan, 1997; Guo & Harris, 2000; Lee, 2014).

한편, 소득과 자산에 집중한 빈곤 지표는 아동발달에 부정적 영향을 주는 생활 환경을 효과적으로 포착하기에 어려움이 있다. 돈을 버는 성인에게 실직이나 소득 감소는 즉각적으로 스트레스를 유발하여 정신 건강에 부정적 영향을 준다. 하지만 자녀에게 그 영향이 가려면 시간의 간격이 존재한다. 소득의 감소가 소비를 비롯한 실제 생활에 영향을 주는 데에는 시간이 필요하기 때문이다. 본 연구는 소득 기반의 빈곤 개념이 아닌 소비와 생활 기반의 박탈(deprivation) 개념을 사용하여 자녀가 직접 경험할 수 있는 가구의 빈곤 문제를 다룰 것이다.¹⁾

어린 시절 박탈경험이 영향을 주는 초기 성인기 정신 건강으로 전반적 생활만족도, 자아존중감, 그리고 우울을 고려한다. 이 중 우울은 성인기 사회경제적 성취를 확인할 수 있는 핵심적인 요소이다(DiPrete & Eirich, 2006). 또한, 청년기 우울은 자살생각을 높이는 요인이므로 더 중요하게 다뤄질 필요가 있다(Dugas et al., 2012). 자아존중감은 삶의 질의 대표적인 지표로, 청년기 삶의 성과로 다뤄지기도 한다(Hitlin & Johnson, 2015). 초기 성인기는 성인으로서의 생애과정 이행이 시작되는 단계로, 그 시기의 행위가 성인기 전반에 영향을 줄 수 있다. 따라서 초기 성인기의 정신 건강에 집중하였다. 또한, 정신 건강은 아동발달의 결과이자 향후 성인기의 중요한 자원이다.

본 연구는 박탈경험의 통시적인 효과를 확인한다는 점에서 횡단면 연구들과 차이점을 가지며, 다차원적 박탈경험을 다룬다는 점에서 소득 기반의 빈곤 연구와 다르다. 아동·청소년의 빈곤 경험이 아동발달에 부정적 영향을 주고(이도훈, 2020) 대학 진학 가능성이 낮아진다는 것(황인찬, 이도훈, 2023)을 확인한 연구도 통시적 경험을 보았다는 점에서 큰 의의가 있다. 다만, 기존 연구들은 다차원적 박탈경험의 통시적 영향을 충분히 고려하지는 못했다는 한계가 있다. 본 연구는 빈곤 개념을 확장하여 다차원적 박탈경험을 고려하고, 이러한 경험들이 통시적으로 아동발달에 어떤 영향을 주는지 확인하였다는 점에서 앞선 연구와 차별점을 가진다.

빈곤층이 스스로 박탈의 그물망에서 벗어나기에 어려움이 많다(박경숙, 2008). 이를 해소해 주기 위해서는 정책적 지원이 필요한데, 빈곤을 단편적으로 보면 우선적인 지원 대상 선정이나 효율적인 지원 형태 선정에 어려움이 있다. 아동·청소년기 박탈경험을 통시적·다차원적으로 검토하여 시점, 지속성, 박탈 차원 등을 종합적으로 고려한 정책 수립이 가능할 것으로 기대한다.

2. 이론적 배경

2) 다차원적 박탈과 아동발달

소비와 생활 수준 차원의 박탈경험은 아동기(김은주, 2015; Yoshikawa, Aber, & Beardslee, 2012)부터 청년기(서채민 외, 2024)와 노년기(강동훈, 2019; 강동훈, 김윤태, 2018)까지 생애과정 전반에 있어 중요한 문제이다. 박탈경험은 건강에 부정적 영향을 줄 뿐만 아니라(허종호 외, 2010) 생활만족도를 낮추고(김안나, 최승아, 2016) 사회를 더 불평등하다고 인식하게 하여 사회통합을 저해한다(여유진, 2020; 이웅, 임란, 2014).

아동 및 청소년은 직접 소득과 생활비를 운용하는 성인에 비해 빈곤을 더 수동적이고 직접적으로 체감하게 된다(김지민, 김혜수, 2022). 모든 연령대에 있어 빈곤은 중요한 문제이지만, 스스로 벗어날 수 없는 아동기·청소년기에 박탈 해소를 위한 지원이 더 중요하다. 빈곤이 아동발달에 미치는 영향을 확인하기 위해 소득 기반의 빈곤 개념보다 생활과 소비 기반의 박탈 개념이 적합한 이유는 <그림 1>을 통해 알 수 있다.

<그림 1>

소득과 생활 수준의 동태적 관계출처: Poverty and Social Exclusion in Britain (p. 77), by D. Gordon et al., 2000, NY: Joseph Rowntree Foundation

<그림 1>을 보면, 소득이 감소하였다고 바로 생활 수준의 변화가 이뤄지지 않는다. 비빈곤층은 소득이 감소한 후에도 일정 기간은 생활 수준을 유지한다. 그러다가 기존의 생활 수준을 유지하는 것이 어려워진 이후에 빈곤에 진입하게 된다. 빈곤에서 탈출할 때도 소득이 증가한 직후 바로 회복하는 것이 아니라 시간차를 두고 비빈곤층이 된다. 특히, 자녀는 가구의 소득보다는 실질적인 생활 수준의 영향을 받기 쉽다. 성인은 본인의 소득이 없어지는 것 자체가 스트레스로 작동하여 건강에 부정적 영향을 줄 수 있지만, 아동은 소득이 없어짐으로 인해 생활 수준이 나빠졌을 때 영향을 체감하게 된다. 또한, 빈곤에서 벗어나기 위해 저항하는 성인과 달리(박경숙, 2008), 자녀는 수동적으로 박탈경험을 맞이해야 한다.

아동·청소년기 가구의 사회경제적 지위는 단순히 그 시기에만 영향을 주는 것이 아니라, 장기적으로 불평등을 재생산한다. 예를 들어, 불리한 환경의 청소년은 일반화된 삶의 기대가 낮은데, 일반화된 삶의 기대가 높은 청소년은 성인이 된 이후에 건강, 삶의 만족도, 재정적 안정 등 다양한 영역에서 높은 수치를 보인다(Johnson & Hitlin, 2017).

본 연구는 아동·청소년기 박탈경험에 영향을 받을 수 있는 다양한 요인 중 정신 건강에 집중한다. 초기 성인기는 그 시기에 겪게 되는 빈곤 문제, 주거 문제 등으로 스트레스에 취약한 단계이다(서채민 외, 2024). 청소년기에서 성인기로 막 이행하면서 불안정성은 남아 있고, 새로운 삶의 문제에 직면하는 시기이기 때문이다. 이 시기를 어떻게 보내는지는 향후 성인기 전반에 영향을 준다. 초기 성인기를 잘 보내는 데 있어서 정신 건강이 완화 기제와 심화 기제로 모두 작동할 수 있다.

예를 들어, 아동·청소년기 빈곤을 겪으며 스트레스의 누적을 겪고, 초기 성인기에 우울이 높거나 자아존중감이 낮은 상태로 시작할 수 있다. 그럴 경우 학업과 취업 등 생애과정을 설계하는 기본적인 단계를 수행하는 데 있어 어려움을 겪게 된다. 빈곤한 아동·청소년기를 겪으면서 정신 건강의 어려움을 겪게 되는 것이 향후 장기적인 불평등을 재생산하는 메커니즘이 되는 것이다. 따라서 다차원적 박탈경험이 실제로 초기 성인기의 정신 건강에 부정적 영향을 주는지 경험적으로 확인할 필요가 있다.

4) 박탈경험과 가족변수의 시간적 상호성

시간가변 공변인과 핵심 변수 간의 시간적 상호성 문제와 한계구조모형(marginal structural model) 사용의 이유는 이도훈(2020)과 황인찬과 이도훈(2023)에 자세히 설명되어 있다. 본 연구는 관련 논의를 박탈경험의 맥락에서 간단하게 서술하였다.

한계구조모형을 사용하는 이유는 <그림 2>를 통해 이해할 수 있다. 설명의 편의를 위해 17세에서 20세까지의 측정값을 기준으로 그림을 그렸다.

<그림 2>

한계구조모형(시간가변 공변인 포함)

<그림 2>에서 가구변수는 시간가변 공변인 전체를 대표한다. 시간가변 공변인을 모형에 포함하지 않고 시간불변 공변인만을 투입하면 관측한 공변량 중 일부만 사용하여 변수 누락의 문제(omitted variable bias)가 있다. <그림 2>에서 ‘가구변수 → 정신건강’의 경로가 모두 열려있다고 생각하면 된다. 18세의 박탈경험이 20세의 정신건강에 미치는 영향에 있어 17세의 가구변수는 교란변수(confounder)이므로 통제하지 않을 시 비인과경로가 열리게 된다. 교란변수에 대한 적절한 통제가 이뤄지지 않으면서 편향된 계수를 얻게 된다.

시간가변 변수를 그냥 투입하면 빈곤이 아동발달에 미치는 효과가 두 개로 분리된다(<그림 2>에서 ‘18세 박탈경험 → 18세 가구변수 → 20세 정신건강’의 간접 경로와 ‘18세 박탈경험 → 20세 정신건강’의 직접 경로). 이때 시간가변 변수를 통제하게 되면 매개변수(mediator)를 통제하게 되는 결과를 가져와 박탈경험의 효과를 과소 추정하게 된다. 또한, 18세의 가구변수는 18세의 박탈경험과 시간불변 공변인의 영향을 모두 받는 충돌변수(collider)이므로 통제 시 비인과경로가 열리게 된다. <그림 2>에서 ‘18세 박탈경험 → 18세 가구변수 ← 시간불변 공변인 → 20세 정신건강’이 열리게 되는 비인과경로이다. 시간가변 공변인과 20세 정신건강에 영향을 주는 시간불변 공변인을 모형에 모두 포함시키는 것은 현실적으로 불가능하기 때문에 문제가 된다.

이를 해결하기 위해서는 시간가변 공변인이 박탈경험에 미치는 효과를 성향점수 가중치를 산출하여 통제한 후, 박탈경험이 정신건강에 미치는 효과를 확인할 필요가 있다. 이를 효과적으로 수행해 주는 도구가 한계구조모형이다.

본 연구는 집단중심궤적모형을 통해 박탈경험 수의 변화 궤적을 유형화하였고, 한계구조모형을 통해 가구주 정보와 가구소득과 같이 박탈경험에 영향을 주는 시간가변 공변인을 통제하였다.

한계구조모형이 시간가변 공변인의 영향을 효과적으로 통제할 수 있는 유용한 도구이지만, 관측된 변수들만으로 조건부 독립이 성립한다는 가정에 기대고 있다는 분명한 한계가 존재한다. 관찰되지 않은 공변인이 미치는 영향을 통제할 수 없으므로 내생성 문제없이 인과적 효과를 확인하였다고 말하기에는 무리가 있다. 다만, 통시적 영향을 확인하면서 측정한 시간가변 공변인과 시간불변 공변인을 효과적으로 통제할 수 있는 도구라는 점은 분명하다. 따라서 본 연구는 조건부 독립 가정에 기대어 아동·청소년기 박탈경험의 궤적이 초기 성인기의 정신 건강에 영향을 주는지 한계구조모형을 통해 경험적으로 확인하였다.

3. 연구 방법

2) 변수

(1) 박탈경험

본 연구에서 박탈경험은 가구를 기준으로 지난 1년간 8개의 박탈 문항에 대해 경험했다고 응답한 개수(count)를 통해 측정하였다. 측정에 사용된 박탈경험은 다음과 같다(<표 1> 참조).

<표 1>

박탈경험 측정 문항

박탈경험 궤적을 유형화하기 위해 14세～20세의 변수를 사용하였는데, 지난 1년간 경험을 응답받았으므로 13세～19세의 박탈경험을 의미한다. 13세의 변수는 역확률 처치가중치를 계산하는 목적으로만 사용되었다.

박탈경험 궤적에 사용한 7개 시점 변수 중 박탈경험이 없다는 응답은 88.98%였다. 다만, 7개 시점 모두에 있어 박탈경험이 없는 사람은 전체 표본의 68.62%였다. 박탈경험 유형은 8개지만, 가장 많은 유형의 박탈경험을 한 사람의 박탈경험 개수는 6개였다. 박탈경험이 1회인 응답은 7.48%였으며, 2회인 응답은 2.22%였다. 3회～6회 응답은 모두 1% 미만으로 나타났다.

(2) 초기 성인기 정신 건강

성인기 정신 건강을 측정하는 변수로 본 연구는 전반적 생활만족도, 자아존중감, 우울을 사용하였다. 세 변수 모두 20세였을 때의 응답을 사용하였다.

전반적 만족도는 생활실태·만족 및 의식 부문에 해당하는 문항으로, 주어진 사항(건강, 가족의 수입, 주거 환경, 가족 관계, 직업, 사회적 친분관계, 여가생활 등)을 종합적으로 고려할 때, 지난 1년간 전반적으로 생활에 얼마나 만족하고 있는지를 의미한다. 정신 건강을 직접적으로 의미하지는 않지만, 정신 건강에 영향을 주기도 하고 정신 건강에 따라 응답이 달라질 수 있는 매우 밀접한 문항이라 판단하였다. 한 개의 문항으로 구성되어 있으며, 매우 불만족(1점)부터 매우 만족(5점)으로 응답했다.

자아존중감과 우울은 정신 건강을 측정하기 위해 흔히 사용되는 변수이다. 자아존중감은 Rosenberg Self-Esteem Scale을 통해 측정하였다(Rosenberg, 1965). 현시점을 기준으로 응답하였으며, 10개의 문항으로 구성되어 있다. 대표적인 문항으로 “나는 내가 다른 사람들처럼 가치 있는 사람이라고 생각한다”가 있다. 신뢰도(Cronbach’s α)는 0.8002이었으며, 점수가 높을수록 자아존중감이 높음을 의미한다.

우울은 Center for Epidemiologic Studies Depression Scale-11을 통해 측정하였다(Kohout, Berkman, Evans, & Cornoni-Huntley, 1993). 해당 척도는 11개의 문항으로 구성되어 있으며, 지난 1주일의 경험을 기준으로 응답하였다. 대표적인 문항으로 “먹고 싶지 않고 식욕이 없다”가 있다. 0점～3점으로 코딩한 11개 문항을 모두 합한 후, 20/11을 곱하여 최소 0, 최대 60이 되도록 만든다. 구성 문항의 신뢰도는 0.8987이다. 점수가 높을수록 우울하다는 것을 의미하며, 16보다 높으면 우울증을 의심할 수 있다.

(3) 공변인

초기 성인기 정신 건강에 영향을 주는 공변인으로 시간불변 공변인과 시간가변 공변인이 있다.

시간불변 공변인으로 출생연도, 성별, 종교, 가구 유형을 사용하였다. 출생연도는 기간 효과를 통제하는 목적으로 사용하였다. 가구소득과 주택 가격은 물가의 상승과 함께 증가하므로 기간 효과를 통제할 필요가 있다. 기존 연구들은 주로 단일 출생코호트를 사용하였으나, 본 연구는 가구를 중심으로 조사된 패널 조사에서 아동·청소년기를 보낸 가구원의 정보를 사용하였다. 이 때문에 단일 출생코호트별 응답자 수는 많지 않지만, 여러 출생코호트를 포함하여 기간 효과를 통제할 수 있다.

성별은 여성을 0, 남성을 1로 하는 더미 변수로 만들었다. 종교는 종교가 있는지를 기준으로 하였으며, 가구 유형은 양부모가 모두 있는 가구인지를 기준으로 하였다. 양부모가 모두 있는 가구에 속하지 않는 가구로는 1인 가구, 한부모 가구, 조손 가구가 있다. 모든 시간불변 공변인은 13세였던 시점의 응답이다.

시간가변 공변인으로 가구소득, 주택 가격, 가구원 수, 거주 지역, 가구주의 교육수준, 가구주의 직업, 가구주의 배우자 유무, 가구주의 건강, 가구주의 자아존중감, 가구주의 우울을 사용하였다. 가구소득은 다양한 측정 기준이 있다. 본 연구는 그 중 경상소득을 사용하였다.⁴⁾ 전세는 전세금, 보증부월세는 보증금을 사용하여 주택 가격을 측정하였다.

가구소득은 동시점과 이전시점을 사용하였으며, 나머지 시간가변 공변인은 이전시점을 사용하였다. 집이 없거나 소득이 없는 가구는 0원으로 코딩하였다. 가구소득과 주택 가격은 우측으로 긴 꼬리를 가진 분포를 보이므로 자연로그 변환을 취하였다. 0은 자연로그를 취할 수 없으므로 1을 더하여 로그 변환하였다. <표 2>는 표본의 사회·인구학적 특성을 보여준다.

<표 2>

표본의 사회·인구학적 특성

성별과 종교, 그리고 지역이 고르게 분포되어 있다. 전반적인 생활만족도는 3보다 크게 나타나 대체로 만족도가 높은 것으로 나타났으며, 우울 점수도 대체로 낮았다. 아직 취업을 비롯한 위기 상황에서 스트레스를 덜 받았기 때문으로 보인다. 우울 점수 16점을 기준으로 구분하였을 때, 73명(6.56%)만 우울증이 의심되는 것으로 확인되었다.

3) 분석 방법

앞서 서술한 바와 같이 본 연구는 통시적·다차원적 박탈경험이 아동발달에 미치는 영향을 확인한다. 이를 위해 크게 두 가지 방법을 사용하였다.

우선, 통시적·다차원적 박탈경험을 유형화하기 위해 집단중심궤적모형을 사용하였다(Nagin et al., 2024; Nagin, Jones, Passos, & Tremblay, 2018). 집단중심궤적모형은 다음 수식을 통해 도출된다.

$\[ P\left(Y_i\mid Ag{e}_i\right)=\sum _{j=1}^J {\pi }_{j}P\left(Y_i\mid Ag{e}_i;j;{\beta }_j\right) \]$

여기서 J는 집단의 개수를 의미하며, π는 전체 표본에서 집단 j에 속할 확률이다. β는 집단 j의 다항식 모수를 의미하며, 가장 오른쪽의 확률은 만약 개인 i가 집단 j에 속한다면, 연령에 따라 나타나는 확률을 의미한다. 집단중심궤적모형은 각 개인이 시간의 흐름에 따라 Y가 관측될 확률을 계산하고, 그 확률을 기반으로 집단을 분류하는 기법이다.

집단중심궤적모형에서 연구자는 종속변수의 분포와 함수의 차원, 그리고 집단의 수를 결정하게 된다. 종속변수로 사용한 박탈경험 수는 0이 많은 이산 변수이다. 따라서 영과잉 포아송(zero-inflated Poisson) 분포로 간주하였다. 또한, 3차 항까지만 포함하였다. 그 이상도 포함할 수 있으나, 3차 초과의 다항식은 거의 필요하지 않기 때문이다(Burckhardt, Nagin, & Padman, 2017). 마지막으로 집단의 수는 Bayesian Information Criterion(이하 BIC), 베이즈요인(Bayes Factor), 그리고 엔트로피(entropy)를 종합적으로 고려하였다. 집단중심궤적모형에 사용되는 BIC는 일반적인 BIC(Schwarz, 1978)와 달리 로그우도에 -2를 곱하지 않은 형태이므로, 그 값이 클수록 설명력이 높다는 것을 의미한다. 베이즈요인은 사전오즈비 대비 사후오즈비의 비율로 계산되는데, 2보다 작으면 집단 수가 k개일 때와 k+1개일 때 차이가 없다는 것을 의미한다. 2(△BIC)는 베이즈요인에 근사하다는 특성이 있으므로, 2(△BIC)를 기준으로 판단하였다(Jones, Nagin, & Roeder, 2001). 엔트로피는 0에서 1 사이의 값을 가지며, 수치가 클수록 좋은 모형임을 의미한다. 일반적인 수용 기준은 0.8이다.

두 번째로, 인과적 접근을 통해 통시적·다차원적 박탈경험이 아동발달에 미치는 영향을 확인하였다. 각 시점의 공변량은 박탈경험에 영향을 주는 변수인 동시에 이전 시점 박탈경험의 영향을 받을 수 있다. 이를 효과적으로 통제하기 위해 한계구조모형을 사용하였다(Hernán, Brumback, & Robins, 2002). 한계구조모형은 성향점수 가중치 방법(propensity score weighting method)이라고 부르기도 하는데, 시점별 성향점수를 계산하고 이를 이용하여 가중치를 만들어 사용하기 때문이다.

그런데 본 연구에서 사용한 변수들은 측정 시기에 차이가 있다. 대부분의 시간가변 공변인은 조사 시점 이전 연도 12월 31일을 기준으로 응답하지만, 박탈경험과 가구소득은 지난 1년을 기준으로 응답한다. 대부분의 시간가변 공변인은 박탈경험이 측정된 이전 시점을 사용하면 되지만, 가구소득은 동일 시점과 이전 시점을 모두 사용해야 한다. 이는 <그림 3>을 통해 이해할 수 있다.

<그림 3>

한계구조모형(가구소득 포함)

<그림 3>을 보면, 가구소득은 같은 측정 시점의 박탈경험에 영향을 주는 것을 알 수 있다. 앞서 <그림 1>을 통해 가구소득의 변화가 선행한 후 생활 수준의 변화가 뒤따른다는 것을 확인한 바 있다. 따라서 동시점을 기준으로 가구소득이 박탈경험에 영향을 준다고 이해하는 것이 타당할 것이다. 앞의 논의를 바탕으로 안정화 역확률 처치가중치는 다음과 같은 수식을 통해 도출된다.

$\[ \prod _{t=1}^T \frac{P\left(D_{it}\mid D_{it-1},C_i\right)}{P\left(D_{it}\mid D_{it-1},C_i,I_{it},I_{it-1},{\overline{TV}}_{it-1}\right)} \]$

여기서 t는 연령을 의미하며, D는 박탈경험 여부, C는 시간불변 공변인, I는 가구소득, TV는 시간가변 공변인을 의미한다. 분모와 분자를 계산할 때 이전 시점 박탈경험 여부와 시간가변 공변인을 모형에 포함하여 특정 사례의 역확률 가중치가 과도하게 나타나는 것을 방지한다.

본 연구에서 박탈경험 여부를 종속변수로 하는 로지스틱 회귀분석을 통해 안정화 역확률 처치가중치를 도출하였다. 박탈경험은 지난 1년간 경험을 묻기 때문에 14세에서 20세에 측정된 문항은 13세에서 19세까지의 경험을 의미한다. 6개의 종속변수 각각으로 역확률 가중치를 계산한 후, 극단값을 방지하기 위해 상위 1%를 99분위수(99th percentile) 값으로 대체하였다. 이후 모두 곱하여 최종 안정화 역확률 처치가중치를 만들었다.

도출한 안정화 역확률 처치가중치의 분포는 다음과 같다(<표 3> 참조). 평균은 1에 가까우며, 표준편차도 크지 않다. 왜도는 1.3955로 나타났다. 다소 치우친 형태이지만, 대체로 수용할 수 있는 수치이다.

<표 3>

안정화 역확률 처치가중치

패널 자료를 사용하며 발생하는 오차의 이분산성 문제를 고려하여 강건한(robust) 표준오차를 사용하였다. 모든 분석은 STATA 19.5를 통해 수행하였다(Jones & Nagin, 2013).

4. 분석 결과

1) 박탈경험 궤적

박탈경험 궤적을 유형화하기 위해 집단중심궤적모형을 사용하였다. 함수식은 3차식을 사용하였다. 집단 수를 한 개씩 높여가며 BIC, 2(△BIC), 엔트로피를 확인하였다(<표 4> 참조).

<표 4>

집단중심궤적모형 적합도 지수

<표 4>를 보면 엔트로피는 모든 사례에서 0.8 이상으로 나타나 모형 식별의 기준으로 사용하기 어려움이 따른다. BIC는 집단이 4개일 때 가장 좋았으며, 2(△BIC)는 4개 집단 모형까지 수용할 수 있는 정도로 나타났다. 집단 수가 4개일 때 모든 기준을 충족한 것이다. 4개를 기준으로 박탈경험 궤적을 그리면 다음과 같다(<그림 4> 참조).

<그림 4>

박탈경험 궤적

<그림 4>의 집단 이름과 같이 적혀있는 백분율은 집단에 속할 확률을 의미하며, 실제 분류된 집단은 [빈곤 진입] 47명(4.23%), [비빈곤] 903명(81.21%), [빈곤 탈출] 108명(9.71%), [만성 빈곤] 54명(4.86%)이다. [만성 빈곤]은 다른 집단보다 더 많은 수의 박탈경험을 하며, 고등학생이 되어서도 여전히 많은 박탈에 노출되어 있다. 각 박탈경험 궤적에 속한 사람의 분포는 다음과 같다(<표 5> 참조).

<표 5>

박탈경험 궤적별 특성

[빈곤 진입] 집단은 다른 집단에 비해 서울 거주자의 비율이 높다. 다만, 지역은 시간가변 공변인이므로 지역과 박탈 간 선후관계를 파악하기는 어렵다.

[비빈곤] 집단은 다른 세 집단과 가장 이질적이다. 양부모 가구의 비율이 가장 높으며, 가구주가 전문대/대학 졸업 이상인 비율도 가장 높다. 다른 집단에 비해 수도권 거주 비율이 높지는 않지만, 주택 가격이 가장 높고 가구소득도 가장 높다. 가구주의 사회경제적 지위가 높고 가구소득과 자산이 가장 많으므로 박탈경험을 하지 않은 것이다.

[빈곤 탈출]은 1인/한부모/조손 가구의 비율이 다른 세 유형보다 높았으며 주택 가격 또한 상대적으로 가장 낮았다. 향후 연구를 통해 [빈곤 탈출] 집단의 특성을 규명할 필요가 있다.

[만성 빈곤]은 다른 집단에 비해 많은 박탈경험을 아동·청소년기 전반에 걸쳐 경험하는 집단이다. 경험의 지속성은 시점이나 배열보다 일관된 효과를 보이므로(Wagmiller, Lennon, Kuang, Alberti, & Aber, 2006) 가장 주목해야 하는 집단이다. 다른 세 집단에 비해 가구소득이 가장 낮기는 하지만 다른 변수에서 [빈곤 진입] 집단이나 [빈곤 탈출] 집단과 큰 차이가 확인되지는 않았다.

2) 박탈 궤적이 정신 건강에 미치는 영향

박탈경험 궤적에 따라 초기 성인기 정신 건강에 미치는 영향의 차이가 있는지 확인하기 위해 최종 안정화 역확률 처치가중치를 포함하는 회귀분석을 하였다. 회귀분석에 사용한 종속변수는 전반적 만족도, 자아존중감, 우울이다(<표 6> 참조).⁵⁾

<표 6>

박탈경험 궤적이 초기 성인기 정신 건강에 미치는 영향 회귀분석

우선, 박탈경험 유형에 따라 전반적 생활만족도가 달라진다. 다만, [비빈곤] 집단 외 세 집단 간에는 통계적으로 유의미한 차이가 확인되지 않았다. 어느 시점인지와 무관하게 아동·청소년기에 박탈경험을 하게 되면 초기 성인기 전반적 생활만족도가 낮아지는 것이다. 이는 박탈경험의 시점이나 궤적도 중요하지만, 박탈경험 자체를 하는지가 중요하다는 것을 의미한다.

다음으로, 자아존중감은 관대한 기준으로 해석하였을 때, [비빈곤] 집단과 [빈곤 진입], [만성 빈곤] 집단에 통계적으로 유의한 경향이 확인되었다. 반면에, [비빈곤] 집단과 [빈곤 탈출] 집단은 통계적으로 유의미한 차이가 확인되지 않았다. 이는 초기 성인기 자아존중감에 있어 후기 청소년기의 박탈경험이 핵심적임을 의미한다. 중학교 시기에 박탈경험을 하더라도 고등학교 시기에 박탈경험을 하지 않으면 초기 성인기의 자아존중감이 낮아지지 않는다.

마지막으로, 우울은 [비빈곤] 집단과 [빈곤 탈출] 집단만 통계적으로 유의한 경향을 보였다. 다만, [비빈곤] 집단과 [만성 빈곤] 집단의 차이의 유의확률은 0.102로 나타났다.⁶⁾ 초기 성인기 우울에는 초기 청소년기의 박탈경험이 핵심적이다. 빈곤 경험은 긍정적 정신 건강을 낮출 뿐만 아니라, 부정적 정신 건강을 심화시키며 중요한 시기가 다르다.

5. 결 론

본 연구는 한계구조모형을 통해 시간가변 공변인과 시간불변 공변인을 모두 모형에 포함할 수 있었다. 특히, 박탈경험과 시간적 상호성을 가지는 가구소득을 효과적으로 통제할 수 있었다. 분석 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 박탈경험 궤적은 빈곤을 기준으로 유형화한 황인찬과 이도훈(2023)과 유사한 궤적이 확인되었다. 구체적으로, 모든 구간에 박탈경험을 하지 않은 집단과 중학교 시기에 박탈경험을 하다가 고등학교 시기에는 하지 않는 집단, 고등학교 시기에만 박탈경험을 하는 집단, 모든 기간에 박탈경험을 한 집단으로 나뉜다. 둘째, 초기 성인기 전반적 생활만족도에는 박탈경험 자체가 중요하였다. 셋째, 자아존중감에는 후기 청소년기 박탈경험이 중요하며 우울에는 초기 청소년기 박탈경험이 중요한 것으로 나타났다.

본 연구를 통해 박탈경험의 궤적이 다양하다는 것을 발견할 수 있었고, 박탈경험 궤적에 따라 초기 성인기 정신 건강이 다르게 나타난다는 것을 경험적으로 확인할 수 있었다. 특히, 박탈경험이 초기 성인기 정신 건강에 영향을 주는 핵심 지표임을 밝혀냈다. 박탈 경험이 어느 시점이든 존재하면 전반적 생활만족도에 부정적 영향을 주었다. 초기 성인기의 긍정적 정신 건강에는 후기 청소년기에 박탈경험을 하지 않는 것이 중요하며, 부정적 정신 건강에는 초기 청소년기에 박탈경험을 하지 않는 것이 중요하다. 초기 청소년기는 정서적 불안정성이 시작되는 시기이므로 그 시점에 한 박탈경험이 우울과 같은 내재화 문제를 야기했을 수 있다. 이 때문에 초기에 박탈경험을 하고 후기에 빈곤에서 벗어나더라도 초기 성인기 정신 건강의 불이익을 받게 된다. 이를 통해 아동·청소년기 전반에 걸쳐 박탈경험을 하지 않도록 다양한 지원이 필요함을 알 수 있었다.

본 연구는 다양한 출생코호트를 사용하여, 기간 효과를 통제한 결과를 확인하였다는 의의도 있다. 특정 출생코호트만 사용하여 연구하게 되면 연구 결과가 다른 출생코호트 집단에도 보편적으로 적용되는지 확인하기 어렵다. 또한, 부모의 정보가 아닌 가구주의 정보를 사용하여 가구의 경제적 상태에 영향을 주는 변수를 확인할 수 있었다는 의의도 있다.

이러한 연구 의의에도 불구하고 본 연구는 몇 가지 한계를 가진다. 우선, 가구 단위로 표집이 된 데이터에 임의로 분석 표본을 선택하면서 결과를 일반화하는 데 한계가 있다. 더 많은 후속 연구가 진행되어 결과를 충분히 일반화할 수 있는지 확인할 필요가 있다. 비록 저소득층을 과표집한 자료이지만, 박탈경험을 한 표본의 수 자체가 많지 않아 분석 결과의 엄밀성이 높지 않다는 한계도 존재한다.

다음으로, 더 이전의 생애경험을 고려하지 않았다는 한계가 존재한다. 표본 수를 확보하기 위해 13세 이상의 응답만 사용하여 이전의 생애경험은 연구에 포함하지 못하였다. 또한, 가구 정보만 고려하여 표본 자신의 정보를 충분히 고려하지 못하였다. 이 두 가지 문제로 인해 박탈경험과 정신 건강 모두에 영향을 미치는 교란변수가 모두 통제되었다고 확신하기 어렵다는 한계가 있다. 한계구조모형이 측정된 시간가변 공변인을 효과적으로 통제할 수 있는 도구임은 분명하지만, 미관측 교란 효과는 통제하지 못한다. 본 연구의 결과가 미관측 교란변수로 인한 교란 효과일 가능성을 완전히 부정하기는 어렵다.

마지막으로, 다차원적 박탈경험을 고려하였으나, 그 개수만을 연구 모형에 포함하였다. 여러 박탈경험의 누적이 가지는 효과에 주목하는 것도 중요하지만, 각 유형 간의 관계를 좀 더 복합적으로 다루는 후속 연구가 진행되기를 기대한다.

Acknowledgments

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

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