[ Article ]

Korean Journal of Human Ecology - Vol. 35, No. 4, pp.617-628

ISSN: 1226-0851 (Print) 2234-3768 (Online)

Print publication date 31 Aug 2026

Received 06 Feb 2026 Revised 31 May 2026 Accepted 18 Jun 2026

DOI: https://doi.org/10.5934/kjhe.2026.35.4.617

대학생 1인 가구의 학교생활 소진과 삶의 질의 관계: 자기격려와 거주기간을 중심으로

이성원^*

한남대학교 상담심리학과 부교수

The Relationship Between School Burnout and Quality of Life Among College Students in Single-Person Household: Focusing on Self-Encouragement and the Duration of Living Alone

Lee, Sungwon^*

Department of Counseling Psychology, Hannam University

Correspondence to: ^*Lee, Sungwon Tel: +82-42-629-7442 E-mail: sungwon21@hnu.kr

Abstract

This study investigated the relationship between school burnout and quality of life among college students living in single-person households. It also examined whether self-encouragement and the duration of living alone moderated this relationship. An online survey was administered to 197 college students residing in single-person households. The key variables measured were school burnout, quality of life, self-encouragement, and duration of living alone. Data were analyzed using correlation and hierarchical regression analyses to assess the moderating effects of self-encouragement and duration of living alone. Results showed a significant negative association between school burnout and quality of life. Self-encouragement significantly moderated this relationship: the negative association between school burnout and quality of life was weaker among students reporting higher levels of self-encouragement. Conversely, the duration of living alone did not demonstrate a significant moderating effect. These findings suggest that the quality of life for college students in single-person households may be more closely linked to psychological resources than to how long they have lived alone. Specifically, self-encouragement appears to act as a protective factor, buffering the negative impact of school burnout on quality of life. This study provides foundational evidence for understanding factors related to the quality of life among this student population and highlight the potential value of interventions within university counseling and student support services aimed at strengthening psychological resources.

Keywords:

College students in single-person household, School burnout, Quality of life, Self-encouragement, Duration of living alone

키워드:

대학생 1인 가구, 학교생활 소진, 삶의 질, 자기격려, 1인 가구 거주기간

Ⅰ. 서론

1. 연구의 필요성 및 목적

최근 우리나라는 급격한 사회 변화와 함께 모든 연령층에서 1인 가구 비중이 꾸준히 증가하고 있다. 통계청(2025)에 따르면, 국내 1인 가구 비율은 2000년 15.5%에서 2024년은 전체 가구의 36.1%인 804만 5천 가구로 증가하였으며, 이중 29세 이하 청년의 비율이 17.8%에 해당하는 것으로 나타났다. 29세 이하 청년 1인 가구의 높은 비율은 대학 진학이나 취업을 위해 부모로부터 독립하여 거주하는 청년·대학생이 지속적으로 증가하고 있음을 반영하고 있다(노혜진, 2018).

1인 가구는 다인 가구와 비교하여 삶의 질의 요소인 주거요건, 대인관계 요인, 심리적 요인 등이 상대적으로 취약한 여건이 두드러지고 있다. 선행연구에 따르면, 청년 1인 가구의 주거환경, 경제환경, 건강, 사회적 관계 등 다양한 요인들이 이들의 삶의 질과 밀접하게 관련된다는 점이 확인되고 있다(김용욱, 2023; 정순희, 임은정, 2014; 한성민, 2018). 예를 들어, 이소영(2022)은 청년 1인 가구의 생활환경 가운데 주거환경, 경제환경, 건강 요인이 삶의 질에 유의한 영향을 미친다고 보고하였고, 이태형, 윤성원(2023)도 일자리 만족과 주거비 부담이 청년 1인 가구의 삶의 질을 설명하는 데 중요하다고 제시하였다. 더불어 1인 가구 구성 시 주거비 부담과 경제적 어려움, 생활습관 및 건강상태와 같은 생활 환경적 요인들의 취약성들로 인해 외로움과 우울을 심화시키며, 전반적인 삶의 질 저하로 이어지는 것으로 확인된다(강은택 외, 2016; 변미리, 2015; 송나경, 2020; 이인정, 김미영, 2021). 1인 가구의 정신건강 실태를 분석한 연구(김소연 외, 2018)에서는, 1인 가구의 환경적, 심리적 취약성이 심화될수록 우울감과 스트레스 같은 심리적 요인이 자살 사고로 이어질 위험이 매우 높다는 점에서 관심을 촉구하고 있다. 즉 1인 가구의 형태는 단순한 거주의 변화가 아니라 삶의 질과 적응 수준을 좌우하는 생활 환경적 조건으로 볼 필요가 있을 것이다. 다만 기존의 청년 1인 가구 연구는 주로 주거정책, 노동 및 복지 차원의 구조적 변수에 초점을 두어 왔으며, 이로 인한 심리적 적응과 삶에 미치는 영향에 대해서는 상대적으로 덜 다루어졌다. 특히 청년 중 일부인 대학생 1인 가구가 직면한 대학생활이라는 특수 맥락에서 발생하는 다양한 요인들이 차별적으로 고려되지 못한 측면이 있다. 또한 대학생 1인 가구의 취약성은 단순히 가구 형태의 문제를 넘어, 그 기간에 따른 차이와 특징도 고려해 볼 필요가 있다. 통계청(2024)에 따르면, 29세 이하 1인 가구의 61.7%가 혼자 산 기간이 3년 미만으로 나타나, 타 연령대에 비해 단기 거주에 해당하는 특성을 보였다. 김지혜, 윤지인(2020)은 취업 청년층을 대상으로 한 연구에서 1인 가구 지속기간의 기준을 대략 1년으로 파악하였는데, 이는 대학 진학 및 취업 불안정성으로 인한 거주이전 및 원가족 복귀라는 선택지에 의한 것으로 해석하였다. 그럼에도 불구하고, 1인 가구의 지속기간이 길어질수록 외로움의 증가에 따른 심리적 취약성이 심화될 수 있다는 점을 주목할 필요가 있다. 선행연구에 따르면 1인 가구의 지속은 만성적 외로움을 유발하여 우울증 진단 및 약물 복용 확률을 1.8배 높이는 것으로 보고된다(Pulkki-Råback et al., 2012). 이러한 측면에서 대학생의 1인 가구의 특성을 이해하기 위해 심리적 요인과 삶의 질의 차이를 확인하면서, 1인 가구 거주기간을 고려하여 취약성을 보완하기 위한 방안을 모색할 필요가 있겠다.

대학생 시기는 발달적으로 후기 청소년기에 해당하며, 학업 수행, 진로 준비, 또래 및 친밀관계 형성, 경제적 독립준비라는 인생의 주요 과업을 동시에 감당하게 된다. 최근 대학생의 정신건강 위험 수준에 대한 문제는 지속적으로 제기되고 있는데, 임지연(2025)에 따르면 전국 대학생 5만 8152명 중 마음건강 위험 징후가 있거나 전문기관의 치료가 필요한 위기 학생은 조사 대상 중 약 19%에 달하며, 교내 상담센터 방문자수도 2023년 기준 전년대비 19.7%가 증가한 것으로 보고된다.이에 대학생 중 1인 가구를 구성하는 대상에 대한 탐색과 대책이 절실함에도 불구하고 이들에 대한 심리적 요인에 대한 별도의 연구는 미흡한 실정이다. 일부 1인 가구 연구에서 대학생을 다룬 선행연구에서는 대학생의 주거형태와 생활습관, 경제적 여건, 식습관 등이 탐색되어 왔으나(박만기, 2021; 황정현, 이홍미, 2007), 추가적으로 대학생 1인 가구라는 생활환경이 심리적 적응과 삶의 질에 미치는 영향을 구체적으로 이해하는 데는 한계가 있다.

이러한 측면에서 대학생 1인 가구의 삶의 질을 탐색하고 관련된 요인들을 실증적으로 다루어볼 필요가 있다. 삶의 질(Quality of life)은 신체적 건강이나 일시적 정서상태만이 아니라 심리적 안녕, 사회적 관계, 환경 만족 등을 포함하는 포괄적 개념으로 볼 수 있다(Skevington et al., 2004). 즉, 삶의 질은 개인이 자신의 문화와 가치체계 안에서 삶의 위치를 어떻게 지각하는가와 관련된 다차원적 차원으로 인식된다. 또한 이수진 외(2023)는 청년 1인 가구의 건강 관련 삶의 질을 설명하는 데 우울과 회복탄력성이 중요하다고 보고하였는데, 우울 요인은 삶의 질에 직접적인 영향을 준 반면, 심리적 자원인 회복탄력성은 이 둘의 관계를 매개하는 것으로 나타났다. 즉 청년 1인 가구 경우에서도, 삶의 질은 현실적 조건만으로 설명되지 않고, 정서적 취약성이나 회복자원과도 긴밀히 연결된다. 따라서 대학생 1인 가구를 대상으로 한 연구에서는, 1인 가구 환경에서의 심리적 적응에 갖는 함의를 탐색하는 것은 청년 1인 가구 지원과 정책 수립에 매우 중요한 부분이 될 수 있다.

특히 대학생 연구에서 삶의 질은 우울이나 불안 같은 증상 중심 지표보다 더 넓게 개인의 적응 수준을 포착할 수 있다는 장점이 있다. 선행연구에 따르면, 강대영(2016)은 성인 여자대학생의 가족탄력성과 사회적 지지가 삶의 질과 만족도에 정적 영향을 미친다고 보고하였는데, 가족구성원과 주변의 지지적 관계의 영향을 확인하고 있어 이러한 관계와 분리되어있는 1인 가구 대학생에게도 유의미한 차이를 예상해볼 수 있다. 김영경 외(2018)의 연구에서는 지각된 스트레스와 우울이 삶의 질과 부적 상관을, 긍정심리자본은 삶의 질과 정적 상관을 보인다고 제시하고 있어, 삶의 질 증진을 위해서는 부정적 심리 요인의 예방과 동시에 긍정심리적 요소를 강화시킬 수 있는 방안의 중요성도 제시하였다. 이러한 연구들은 대학생의 삶의 질이 심리적 자원과 스트레스 경험에 민감하게 반응하는 결과변인 임을 시사한다.

이러한 맥락에서 대학생 1인 가구에서는 가족과의 물리적 분리, 생활관리의 자기책임 증가, 정서적 지지 접근성의 변화, 규칙적 생활 유지의 어려움 등은 스트레스가 축적되는 방식과 회복되는 방식에 영향을 줄 수 있다. 이러한 문제를 탐색한 일부 해외 연구에 따르면 혼자 거주하는 대학생은 정서적 외로움(emotional loneliness)이 높으며, 이는 학업 소진(burnout)과 정서적 탈진(exhaustion)을 유발하는 요인으로 작용한다는 점에서 관련성 탐색이 요구된다고 보았다(이선혜, 2017; Diehl et al., 2018). 이에 본 연구는 1인 가구 대학생의 학교생활과 심리적 요인 및 삶의 질 수준을 밝히기 위해 학교생활 소진 변인에 주목하였다. 학교생활 소진의 개념은 기존 초중고교 학생 대상 척도에서 주로 다루어진 학업 영역뿐만 아니라 대학생의 당면과제인 취업으로 확장된 불안과 걱정의 내용을 전반적으로 포괄하고 있다(이미라, 박분희, 2018). 즉 1인 가구 대학생은 일상생활 변화 및 환경적 요인에 의한 스트레스 상황에 놓일 가능성이 발생할 것으로 예측되며(김재우, 2018), 이로 인해 대학생활 적응과 사회적 관계 형성에도 영향을 줄 수 있다. 정해선(2020)은 1인 가구 대학생의 신체 건강뿐만 아니라 가족 등 정서적 지지 체계가 약하다는 점을 지적하였는데, 이에 1인 가구 대학생에 대한 학교와 공동체의 종합적 지원과 대책을 요구하고 있다. 이는 일반 청년 1인 가구와는 상이한 맥락과 대학생활이라는 과정에서의 심리적 어려움의 가중과 이로 인한 삶의 질 저하의 가능성을 보여준다.

한편, 동일한 1인 가구 생활 조건에서도 적응 수준에는 개인차가 발생할 수 있으며, 이는 환경조건과 개인 내 자원의 상호작용을 함께 고려할 필요성을 시사한다. 이에 본 연구에서는 학교생활 소진과 삶의 질의 관계를 조절할 가능성이 있는 변인으로, 최근 대학생 적응 연구에서 주목받고 있는 자기격려(Self-Encouragement)에 주목하였다. 자기격려는 타인에 의존하지 않고 스스로에게 용기를 부여하며 자신의 가치를 신뢰하는 내적 기제로, 자기격려 수준이 높은 개인은 실패 상황에서도 과정을 중시하거나 다시 도전할 수 있는 힘을 갖는 것으로 보고된다(고명주 외, 2020; 김은경, 2022; 노안영, 정민, 2007; Wong, 2015). 선행연구들에서 자기격려는 다양한 적응 관련 지표와 긍정적으로 관련되는 것으로 확인된다. 기채영(2008)은 대학생의 자기격려가 정신건강의 전반적 하위변인들과 유의하게 관련됨을 보고하였고, 김향선, 이영순(2011)은 자기격려가 대인관계 유능성과 정적으로 관련됨을 제시하였다. 고명주 외(2020)는 대학생의 부적응적 완벽주의와 사회불안의 관계에서 자기격려의 조절 가능성을 실증적으로 확인하였으며, 대학생의 취업스트레스와 학교생활적응 간의 관계에서도 자기격려가 유의미한 중재 역할을 수행함이 보고되었다(이현주, 2014). Canjuga et al.(2025)는 시험 스트레스 상황에서 자기격려가 긍정적 감정과 관련되어 스트레스를 완충하는 요인으로 기능할 수 있음을 보고하였다. 이들 연구를 종합하면, 자기격려는 단순한 긍정적 태도가 아니라 안녕감·효능감·적응행동과 연결되는 실질적 보호 요인으로 볼 수 있다. 특히 스트레스 상황 자체를 제거하는 변인이라기보다, 부정적 경험이 심리적 결과에 미치는 영향을 완충하는 방향으로 작용할 가능성이 있다는 점에서 조절변인으로서의 적합성이 있다. 아울러 자기격려는 고정된 특성이 아니라 학습가능한 기술로 확인되어(Bahlmann & Dinter, 2001), 강점 발견하기, 불완전함을 수용하는 용기 갖기, 긍정적 자기대화 등 체계적인 교육과 연습을 통해 향상될 수 있다. 사회적 취약계층인 여성 가구주를 대상으로 자기격려 훈련 프로그램을 실시한 해외 연구(Zare & Mehmannavazan, 2015)에서도 실험집단의 자기효능감과 회복탄력성이 유의하게 향상된 것으로 나타나, 외부 지지가 부족한 환경에 있는 대상에게 자기격려 역량 강화가 실질적인 개입 전략이 될 수 있음을 시사한다. 또한 본 연구에서는 거주기간을 추가적인 조절 변인으로 검토하고자 한다. 이는 29세 이하 1인 가구의 거주기간이 타 연령대에 비해 짧다는 통계적 특성(통계청, 2024)을 고려할 때, 거주기간에 따라 적응 수준이 달라질 가능성이 있다고 보았기 때문이다. 이태형, 윤성원(2023)은 청년 1인 가구 연구에서 직장 만족도가 높을수록 삶의 질과 정신건강에 긍정적으로 관련되며, 직장 근무 기간 역시 일자리의 질을 통해 정신건강과 관련될 수 있음을 보고하였다. 이는 특정 사회적 맥락에서의 경험 지속기간이 1인 가구의 심리적 적응과 관련될 수 있음을 시사하는 결과로, 거주기간 역시 유사한 방식으로 검토해볼 필요성을 뒷받침한다.

종합하면 본 연구에서는 1인 가구 대학생은 생활환경의 특성상 일반 대학생과 다른 적응 조건에 놓여 있을 가능성이 높으며, 학교생활 소진은 이들의 삶의 질을 저해할 수 있는 핵심 위험 요인으로 보았다. 동시에 학교생활 소진과 삶의 질의 영향을 완충하기 위한 대안으로 자기격려의 역할에 주목하였으며, 1인 가구 지속기간은 취약성을 가중시키는 변인으로 설정하였다. 즉 대학생 중 1인 가구 주거 형태의 거주자를 대상으로 학교생활 소진과 삶의 질을 탐색하여 관계를 분석하고, 자기격려의 심리적 자원과 거주기간의 보호요인으로서 영향이 유의미한지 검증하고자 한다. 본 연구는 이를 통해 외부의 지지 체계가 취약한 1인 가구 대학생들이 소진 상황에서도 삶의 질을 향상시킬 수 있는 심리적 개입 방안을 모색하고, 대학 현장에서 이들의 적응을 돕기 위한 실천적·정책적 개입의 기초 자료를 제공하는 데 목적이 있다.

이에 따라 본 연구에서는 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.

1. 1인 가구 대학생의 학교생활 소진은 삶의 질에 영향을 미치는가?
2. 1인 가구 대학생의 자기격려는 학교생활 소진과 삶의 질의 관계를 조절하는가?
3. 1인 가구 대학생의 거주기간은 학교생활 소진과 삶의 질의 관계를 조절하는가?

Ⅱ. 연구 방법

1. 연구 대상

본 연구는 대학에 재학 중이며 현재 1인 가구 형태로 거주하고 있는 대학생을 대상으로 실시하였다. 본 연구의 목적은 1인 가구 대학생 집단 내부에서 나타나는 학교생활 소진과 삶의 질의 관계를 이해하고 개인의 심리적 보호 요인인 자기격려의 역할을 탐색하는 데 있으므로 연구대상을 1인 가구 대학생으로 한정하였다.

이를 위해 전국에 거주하는 1인 가구 대학생을 대상으로 설문 온라인 플랫폼을 활용하여 조사를 실시하였다. 조사 기간은 2024년 4월부터 6월까지 진행하였다. 적정 표본 수 산출을 위해, G*Power 프로그램을 활용하였으며, Cohen(1988)의 기준에 따라 중간 수준의 효과크기 .15, 유의수준 .05, 검정력 .95를 설정하고 선형 다중회귀분석 기준으로 분석한 결과, 최소 필요 표본 수는 89명으로 산출되었다. 본 연구는 중도탈락률을 고려하여 150명 이상의 표본을 확보하고자 하였다.

설문 시작 전 스크리닝 문항을 통해 참여 적합성을 확인하였고, 연구 목적과 익명성 보장에 대한 안내 후 자발적으로 동의한 참여자에 한해 본 설문에 응하도록 하였다. 참여자들에게는 소정의 보상을 제공하였으며, 210명의 응답자 중 불성실한 응답 13부를 제외한 197부의 응답을 최종 분석에 활용하여 권장 표본 수를 충족하였다. 설문 문항으로는 인적사항, 학교생활 소진 척도, 삶의 질 척도, 자기격려 척도를 사용하였으며, 소요시간은 약 10분 이내에 가능하도록 구성하였다. 동일 참여자의 중복 응답을 방지하기 위해 설문 플랫폼의 중복응답 제한 기능을 활용하였다.

본 연구 조사에 참여한 응답자의 인구통계학적 분포는 <표 1>과 같다. 응답자 현황으로는 성별과 지역별 분포 등이 고르게 수집되었다. 성별은 남성이 99명(50.3%), 여성이 98명(49.7%)였으며, 나이는 평균 21.92세였다. 거주지역은 서울 및 수도권(인천, 경기도)이 110명(55.8%), 서울 수도권 외 지역은 87명(44.2%)으로 나타났다. 1인 가구 거주기간별 분포로는 1년 미만이 77명(39.1%), 1년 이상 2년 미만이 49명(24.9%), 2년 이상 3년 미만이 36명(18.3%), 3년 이상이 35명(17.7%)로 나타났다. 전공계열별 분포로는 공학계열이 54명(27.4%), 인문, 사회계열이 73명(37.1%), 자연, 의학계열이 39명(19.8%), 예체능 및 기타가 31명(15.7%)이 해당되었다.

<표 1>

인구통계학적 정보

2. 연구 도구

1) 대학생 학교생활 소진 척도

1인 가구 대학생의 학교생활 소진을 측정하기 위하여 이미라, 박분희(2018)가 개발하고 타당화한 대학생 학교생활 소진 척도를 사용하였다. 본 척도는 총 20문항으로 4개 요인, 학교생활 회의(6문항), 학교생활 무기력(4문항), 수업 부적응(4문항), 진로불안(6문항)으로 구성된다. 학교생활 회의 요인의 문항 예시는, ‘나는 무엇을 위해 학교를 다니고 있는지 모르겠다’이며, 학교생활 무기력 요인의 문항 예시는, ‘나는 시험, 과제가 너무 많아 지친다’이다. 수업 부적응 요인의 문항 예시는, ‘나는 강의를 들어도 집중을 못하고 자꾸 휴대폰을 만진다’이며, 진로불안 요인의 문항 예시는, ‘나는 공부를 안하고 있으면 더 불안하다’이다. 응답은 5점 Likert 척도로 구성되어, 점수가 높을수록 학교생활 소진 정도가 높음을 의미한다. 이미라, 박분희(2018)가 보고한 내적합치도(Cronbach’s α)는 .92이며, 본 연구에서의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .93으로 나타났다.

<표 2>

학교생활 소진 척도 및 하위요인 신뢰도

2) 한국판 세계보건기구 삶의 질 간편형 척도 (WHOQOL-BREF)

본 척도는 한국판 세계보건기구 삶의 질 간편형 척도 (WHOQOL-BREF, WHO Quality of Life Scale)이며, 이는 전반적인 삶의 질 및 영역별 하위요인에 대한 항목으로 구성된 총 100문항의 삶의 질 척도(WHOQOL)를 토대로 4개 영역 총 26문항으로 재개발된 간편형 문항이다(The Whoqol Group, 1998). 본 연구에서는 민성길 외(2000) 연구진이 번역한 한국판 삶의 질 간편형 척도를 사용하였다. 본 척도는 총 4개 영역 26문항으로 구성된 Likert 5점 척도이며, 영역별로는 전반적인 삶의 질과 만족도(2문항), 신체적 건강 영역(7문항), 심리적 영역 (6문항), 사회적 영역 (3문항), 생활환경 영역(8문항)이다. 선행연구에서의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .94이며, 본 연구에서의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .93으로 나타났다.

<표 3>

삶의 질 척도 및 하위요인 신뢰도

3) 자기격려 척도

자기격려를 측정하기 위해 노안영, 정민(2007)이 개발한 자기격려-낙담 척도 중에서 자기격려 척도를 사용하였다. 본 척도는 총 30문항으로 3요인, 인지적 자기격려(10문항), 행동적 자기격려(10문항), 정서적 자기격려(10문항)로 구성되어 있다. 각 문항은 5점 Likert 척도로 평정되며 점수가 높을수록 자기격려 수준이 높다는 것을 뜻한다. 노안영, 정민(2007)의 연구에서 내적합치도(Cronbach’s α)는 .89로 나타났으며 본 연구에서의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .96 으로 나타났다.

<표 4>

자기격려 척도 및 하위요인 신뢰도

3. 연구 절차 및 분석

본 연구에서는 변인 간 관계를 확인하기 위해 요인별 척도 문항을 토대로 온라인 설문을 구성하여 자료를 수집하였다. 수집된 자료는 SPSS Statistics 31.0과 Hayes(2013)의 SPSS PROCESS macro(v5.0)를 사용하여 분석하였다. 첫째, 연구대상자의 인구통계학적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하였으며 각 척도의 문항 구성 및 내적 합치도를 확인하기 위해 Cronbach’s α를 산출하여 신뢰도를 검증하였다. 둘째, 주요 변인의 평균, 표준편차, 왜도, 첨도 절대값 기준을 사용하고 기술통계량을 산출하여 데이터의 정규성을 확인하였으며 주요 변인들간의 관련성을 살펴보기 위해 Pearson의 상관분석(Pearson’s correlation analysis)을 실시하였다. 더불어 회귀모형의 가정(잔차 정규성/등분산성/다중공선성)을 진단하였다. 셋째, 학교생활 소진이 삶의 질에 미치는 영향에 관한 관계에서 자기격려 간의 조절효과를 확인하기 위해 PROCESS macro Model 1을 사용하여 분석하였다. 조절효과 분석을 위해 평균중심화 후 상호작용항을 구성하였다. 본 연구에서는 1인 가구 생활의 적응 정도가 대학생활 경험에 영향을 미칠 가능성을 고려하여 거주기간을 추가적으로 검토하였다. 거주기간은 학교생활 소진과 삶의 질 간 관계에서 조절효과를 가지는지를 탐색적으로 분석하였다.

Ⅲ. 연구 결과

1. 기술통계 및 상관분석

본 연구의 주요 변인인 학교생활 소진, 삶의 질, 자기격려의 관련성을 살펴보고 각 변인의 특성을 파악하기 위해서 Pearson 상관계수, 평균, 표준편차, 왜도, 첨도를 산출하였다. 분석 결과를 <표 5>에 제시하였다. 주요 변인 간의 상관관계를 살펴보면 학교생활 소진은 삶의 질(r=-.55, p<.01), 자기격려(r=-.38, p<.01)와 모두 유의미한 부적 상관을 보였다. 삶의 질은 자기격려(r=.66, p<.01)와 유의미한 정적 상관을 나타냈다. 왜도와 첨도 각각의 절대값이 2와 7을 넘지 않았으므로 Curran et al.(1996)이 제시한 정규성 가정을 충족하였다.

<표 5>

상관관계 및 기술통계(N=197)

2. 학교생활 소진이 삶의 질에 미치는 영향에서 자기격려의 조절효과 검증

본 연구는 1인 가구 대학생의 학교생활 소진과 삶의 질 간의 관계가 자기격려의 수준에 따라 조절될 것이라고 가정하였으며, 이를 확인하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다(Aiken et al., 1991; Cohen et al., 2003). 분석에 앞서, 다중공선성의 문제를 최소화하기 위하여 학교생활 소진과 자기격려를 평균중심화(mean-centering) 한 후에 두 변인의 상호작용변인을 생성하여 분석을 실시하였으며, 그 결과를 <표 6>에 제시하였다. 분석 결과를 살펴보면, 준거변인인 삶의 질에 대한 예측변인들의 R²이 각각의 단계를 거치며 점차적으로 상승하고 있음을 확인하였다. 즉, 학교생활 소진만 고려했을 때의 삶의 질에 대한 R²은 .31이었으나, 자기격려를 투입했을 때 .54로 상승하였으며, 상호작용항을 투입했을 때에는 비록 폭이 크지는 않지만 .55까지 통계적으로 유의미한 증가를 보였다. 또한, 마지막 단계에서 학교생활 소진과 자기격려의 상호작용변인이 삶의 질에 미치는 영향력은 β=.13 (t=2.57, p<.05)로 나타나 통계적으로 유의미한 것을 확인하였다. 이는, 학교생활 소진과 삶의 질 간의 관계가 자기격려의 수준에 따라 달라진다는 것을 의미한다.

<표 6>

학교생활 소진과 삶의 질의 관계에서 자기격려의 조절효과

학교생활 소진과 삶의 질 간의 관계가 자기격려의 수준에 따라 어떻게 달라지는지를 확인하기 위하여 단순기울기(simple slope)를 분석하였다. 자기격려의 수준에 따른 학교생활 소진과 삶의 질 간의 관계를 그래프로 나타내었고, 이를 [그림 1]에 제시하였다. 우선 그래프는 학교생활 소진이 증가할수록 삶의 질은 전반적으로 감소함을 일관되게 보여주며, 자기격려 수준에 따라 기울기의 차이를 보여준다. 이를 자세히 살펴보면, 자기격려가 상 수준일 때 학교생활 소진과 삶의 질 간의 관계에 대한 단순회귀선 기울기는 B=-.16(t=-4.07, p<.001)로 나타났으며, 자기격려가 중 수준일 때 단순회귀선의 기울기는 B=-.23(t=-7.40, p<.001)로 나타났다. 마지막으로 자기격려가 하 수준일 때 단순회귀선의 기울기는 B=-.30(t=-6.24, p<.001)로 나타났다. 그 결과 자기격려 수준이 낮은 집단에서는 학교생활 소진이 증가할수록 삶의 질이 급격히 감소하는 경향이 나타난 반면, 자기격려 수준이 높은 집단에서는 학교생활 소진이 삶의 질에 미치는 부정적 영향이 상대적으로 완화되는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 자기격려가 학교생활 소진과 삶의 질에 미치는 부정적 영향을 완충하는 심리적 보호 요인으로 기능할 가능성을 시사한다.

[그림 1]

자기격려의 조절효과

또한 <표 7>과 같이 단순회귀선 검증 결과에서도, 자기격려가 높은 집단(M+1SD)에서는 학교생활 소진이 삶의 질에 미치는 영향이 B=-.16(p<.001)이었으며, 평균 수준에서는 B=-.23(p<.001), 낮은 수준(M-1SD)에서는 B=-.30(p<.001)로 나타났다. 이는 자기격려 수준이 높을수록 학교생활 소진이 삶의 질에 미치는 부정적 영향이 완화됨을 의미한다.

<표 7>

자기격려 수준에 따른 학교생활 소진과 삶의 질 간의 관계에 대한 단순회귀선 검정 결과표

3. 학교생활 소진이 삶의 질에 미치는 영향에서 거주기간의 조절효과 검증

다음으로 1인 가구 대학생의 학교생활 소진과 삶의 질 간의 관계가 1인 가구 거주기간에 따라 조절될 것인지를 확인하기 위해 추가적으로 위계적 회귀분석을 실시하였다(Aiken et al., 1991). 분석 결과는 <표 8>에 제시하였다. 1인 가구 거주기간의 집단 구분은 평균+1 표준편차, 평균, 평균-1 표준편차의 기준으로 상/중/하 집단으로 구분하여 분석하였다.

<표 8>

학교생활 소진과 삶의 질의 관계에서 1인 가구 거주기간의 조절효과

분석 결과를 살펴보면, 준거변인인 삶의 질에 대한 예측변인들의 R²이 단계 변화에도 유의한 차이가 발생하지 않음을 확인하였다. 즉, 학교생활 소진만 고려했을 때의 삶의 질에 대한 R²은 .306이었으며, 1인 가구 거주기간과 자기격려를 투입했을 때에도 .309로, 상호작용항을 투입했을 때 .309와 동일하였다. 특히 마지막 단계에서 학교생활 소진과 1인 가구 거주기간별 상호작용변인이 삶의 질에 미치는 영향력 확인결과, 1인 가구 거주기간별 집단 간 차이는 유의하지 않은 것으로 확인되었다.

Ⅳ. 논의

본 연구는 1인 가구 대학생을 대상으로 학교생활 소진이 삶의 질에 미치는 영향을 확인하고, 개인의 심리적 자원인 자기격려가 이러한 관계를 조절하는지를 검증하고자 하였다. 연구 결과 학교생활 소진은 삶의 질에 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 자기격려는 학교생활 소진과 삶의 질 간 관계를 조절하는 변인으로 확인되었다. 반면 1인 가구 거주기간은 유의한 조절효과를 나타내지 않았다. 이러한 결과를 중심으로 본 연구를 논의하면 다음과 같다.

첫째, 학교생활 소진은 1인 가구 대학생의 삶의 질에 부정적인 영향을 미치는 중요한 요인으로 나타났다. 이는 학업 및 진로 준비, 대인관계, 일상생활 관리 등 대학생활 전반에서 경험하는 스트레스가 누적될 경우 정서적 탈진과 무기력으로 이어지며 심리적 안녕 및 삶의 만족을 저하시킬 수 있음을 시사한다. 다만 본 연구는 횡단 자기보고 자료에 기반하므로, 학교생활 소진이 삶의 질을 낮춘다는 인과적 해석보다는 두 변인 간 관련성으로 이해하는 것이 적절하겠다. 이러한 결과는 학교생활 소진과 심리적 부적응 및 삶의 만족 저하 간의 관련성을 보고한 선행연구(강은택 외, 2016; 이인정, 김미영, 2021; Dyrbye et al., 2006; Schaufeli et al., 2002)와 맥락을 같이한다. 특히 본 연구는 기존의 전체 대학생 집단 대상 연구와 달리, 1인 가구라는 생활환경적 특성을 가진 집단에서 소진과 삶의 질의 관련성을 확인했다는 점에서 의의가 있다. 가족과 분리된 환경에서 학업, 진로 준비, 생활 관리 등 다양한 과업을 동시에 수행해야 하는 대학생활 상황이 소진경험과 관련될 수 있으며(강은택 외, 2016; 양연숙, 2025; Diehl et al., 2018), 이는 1인 가구 대학생에 대한 예방적 개입의 필요성을 시사한다.

둘째, 자기격려는 학교생활 소진과 삶의 질 간 관계를 조절하는 심리적 자원으로 확인되었다. 즉 학교생활 소진이 높을수록 삶의 질은 낮아지는 경향이 나타났으나, 자기격려 수준이 높은 학생에서는 이러한 부적 관련성이 상대적으로 약화되는 패턴이 관찰되었다. 이러한 결과는 어려운 상황에서 스스로를 지지하고 노력을 지속하게 하는 자기격려의 특성이 소진과 삶의 질 간 관계를 완충하는 방향으로 작용할 가능성을 시사한다. 이러한 결과는 자기격려가 정신건강, 대인관계, 진로행동 등 다양한 적응 변인과 긍정적으로 관련된다는 선행연구(고명주 외, 2020; 기채영, 2008; 김은경, 2022; 이유진, 이은경, 2018; Canjuga et al., 2025)와 맥락을 같이하며, 긍정적 심리자원이 스트레스 상황에서 보호 요인으로 기능할 수 있다는 관점을 지지한다. 특히 외부의 사회적 지지에 대한 접근이 상대적으로 제한될 수 있는 1인 가구 환경에서, 자기격려라는 내적 강점 요인이 취약성을 완충하는 가능성을 실증적으로 탐색했다는 점에서 의의가 있다. 이는 기존 1인 가구 연구에서 주로 취약성과 위험요인을 확인하는 데 그쳤던 점을 넘어, 개입 가능한 심리적 보호 요인을 발굴했다는 점에서도 의미를 갖는다.

셋째, 1인 가구 거주기간은 학교생활 소진과 삶의 질 간 관계에서 유의한 조절효과를 나타내지 않았다. 이는 1인 가구 거주기간이 길어질수록 심리적 취약성이 심화된다는 일부 선행연구(김지혜, 윤지인, 2020; Pulkki-Råback et al., 2012)와는 다른 결과이다. 이에 대한 이유를 단정하기는 어려우나, 대학생의 경우 타 연령대에 비해 1인 가구 거주기간이 짧고(통계청, 2024), 학업 수행이라는 공통적인 생활 맥락을 공유하기 때문에 거주기간에 따른 심리적 경험의 차별화가 뚜렷하게 나타나지 않았을 가능성이 있다. 거주기간의 조절효과가 유의하지 않은 것으로 나타난 결과는, 대학생 1인 가구의 경우 독립 기간의 장단기라는 물리적 조건보다는 이들이 대학 현장에서 당면하는 학업 및 진로 관련 소진이라는 심리적 경험 자체가 삶의 질을 규정하는 더 강력한 요인임을 시사한다. 즉 물리적 거주 형태의 지속성보다는 주관적 적응 상태에 초점을 맞춘 개입이 필요함을 보여준다.

이에 본 연구결과를 토대로 이론적, 실무적 시사점을 정리하면 다음과 같다.

먼저 본 연구의 이론적 시사점은 다음과 같다. 첫째, 기존의 청년 1인 가구 연구에서 대학생이라는 세부 집단을 구분하여 학교생활 소진과 삶의 질, 심리적 자원의 관련성을 탐색하였다. 기존 연구들이 주거·경제 등 구조적 요인에 집중했던 것과 달리, 본 연구는 동일한 생활환경 속에서도 개인의 심리적 경험과 자원에 따라 삶의 질 관련 패턴이 달라질 수 있음을 시사하는 결과를 제공한다. 둘째, 본 연구에서는 1인 가구 주거 형태가 유발하는 부적응적 경로에서, 개인 내부의 심리적 기제인 자기격려를 통해 중재 가능하다는 심리적 유연성 메커니즘을 성인 이행기에 있는 대학생 맥락에서 확인하여 기존 자기격려 연구의 적용 범위를 확장하였다.

실무적 시사점으로는 다음과 같다. 본 연구 결과는 1인 가구 대학생을 위한 지원이 생활환경 개선이나 스트레스 감소에 그치지 않고, 개인의 심리적 자원을 강화하는 방향을 포함해야 함을 시사한다. 선행연구에서 자기격려는 학습가능한 기술로 보고되어 있으며(Bahlmann & Dinter, 2001; Canjuga et al., 2025), 이는 대학 상담센터나 비교과 프로그램에서 비교적 단기간의 개입으로도 접근 가능함을 의미한다. 예를 들어, 긍정적 자기대화 훈련, 강점 기반 피드백, 자기수용 및 자기돌봄 활동을 포함한 집단상담 프로그램이나 심리교육 프로그램을 통해 자기격려 역량을 증진시키는 개입을 고려해볼 수 있다. 특히 대학생 여성 1인 가구를 대상으로 한 맞춤형 프로그램의 효과성이 확인된 바 있으므로(박소영 외, 2021), 이를 다각화할 필요가 있겠다. 또한 대학가 원룸촌이나 기숙사에 거주하는 타지역 출신 1인 가구 대학생을 대상으로 한 아웃리치(Outreach) 심리프로그램과 같은 구체적인 타겟 프로그램을 적용해볼 필요가 있겠다. 더불어 학교생활 소진 예방의 중요성도 함께 고려되어야 한다. 대학생활 전반에서 경험하는 학업, 진로, 생계, 대인관계 등의 다양한 스트레스가 소진으로 이어지지 않도록 신입생 1인 가구 대상 예방 프로그램, 지도교수 상담, 학습 지원, 심리 상태의 주기적 확인 등 선제적 개입이 병행될 필요가 있다. 특히 1인 가구 대학생은 이러한 어려움을 혼자 감당해야 하는 상황에 놓일 가능성이 있으므로, 대학 차원에서 이들을 위한 세심한 지원 체계를 구축하는 것이 중요하다.

마지막으로 본 연구의 제한점 및 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 분석 과정에서 1인 가구의 삶의 질에 실질적으로 영향을 미칠 수 있는 변인들, 예를 들어 경제적 수준과 1인 가구 선택의 자발성 여부가 통제되지 못하였다. 선행연구에 따르면 경제적 수준이 높거나 자발적으로 독립을 선택한 경우에는 심리적 경험이 다를 수 있다(김용욱, 2023; 홍영윤 외, 2018). 따라서 후속 연구에서는 이러한 변인들을 포함하여 1인 가구의 자발성 집단별 차이를 검증하거나, 소진 상태를 학기별로 추적하는 종단적 연구 설계를 도입함으로써 대학생 1인 가구의 적응 변화를 규명할 수 있을 것이다.

둘째, 본 연구는 주거 형태간 단순 비교가 아닌, 1인 가구 대학생의 심리적 적응 기제에 초점을 맞추고자 1인 가구 대학생만을 대상으로 하였으나, 다인가구 대학생과의 직접 비교가 이루어지지 않아 결과 해석에 주의가 요구된다. 예컨대 본 연구에서 확인된 소진과 삶의 질의 관련성이 1인 가구라는 생활환경에 기인한 것인지, 대학생 일반의 특성인지는 단정하기 어렵다. 이에 후속 연구에서는 다양한 주거 형태별 집단을 포함하여 차이를 검토할 필요가 있겠다.

셋째, 본 연구는 자기보고식 횡단 설문에 기반하였으므로, 응답자의 주관적 인식이 영향을 미쳤을 수 있으며 변인 간 관련성의 방향과 인과성을 확인하는 데 한계가 있다. 후속 연구에서는 종단연구 또는 질적 연구를 통해 1인 가구 대학생의 심리적 적응 과정을 보다 심층적으로 탐색할 필요가 있다.

이러한 한계에도 불구하고, 본 연구는 1인 가구 중 대학생이라는 특수한 발달적 맥락을 가진 집단을 대상으로 소진, 삶의 질, 자기격려의 관련성을 탐색하였다는 점에서 의의를 갖는다. 본 결과가 대학생 1인 가구를 위한 심리지원 체계 구축, 지역사회 프로그램 개발, 관련 정책 수립의 기초 자료로 활용될 수 있기를 기대한다.

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모형	예측변인	비표준화계수		β	t	R²	ΔR²	F	VIF
모형	예측변인	B	SE	β	t	R²	ΔR²	F	VIF
**p<.001, p<.05
1	학교생활 소진(A)	-.34	.04	-.55	-9.27^***	.31		85.87^***
2	학교생활 소진(A)	-.22	.03	-.35	-6.71^***	.54	.23	112.67^***	1.17
2	자기격려(B)	.30	.03	.52	9.86^***	.54	.23	112.67^***	1.17
3	학교생활 소진(A)	-.23	.03	-.38	-7.19^***	.55	.02	79.50^***	1.23
	자기격려(B)	.30	.03	.51	9.81^***				1.18
	(A) × (B)	.07	.03	.13	2.57^*				1.05

모형	예측변인	비표준화계수		β	t	R²	ΔR²	F	VIF
모형	예측변인	B	SE	β	t	R²	ΔR²	F	VIF
***p<.001
1	학교생활 소진(A)	-.34	.04	-.55	-9.27^***	.306		85.87^***
2	학교생활 소진(A)	-.34	.04	-.56	-9.30^***	.309	.003	43.40^***	1.00
2	1인 가구 거주기간(B)	-.03	.04	-.06	-.98	.309	.003	43.40^***	1.00
3	학교생활 소진(A)	-.34	.04	-.56	-9.21^***	.309	.000	28.82^***	1.02
	1인 가구 거주기간(B)	-.03	.04	-.06	-.96				1.01
	(A) × (B)	.01	.04	.02	.26				1.03

변인	구분	빈도(N)	비율(%)
성별	남성	99	50.3
성별	여성	98	49.7
연령	M(SD)	21.92	2.375
거주지역	서울 수도권	110	55.8
거주지역	서울 수도권 외	87	44.2
1인 가구 거주기간	1년 미만	77	39.1
	1년~2년 미만	49	24.9
	2년~3년 미만	36	18.3
	3년 이상	35	17.7
전공계열	공학계열	54	27.4
	인문, 사회계열	73	37.1
	자연, 의학계열	39	19.8
	예체능, 기타	31	15.7
합계	합계	197	100

변인	문항 수	Cronbach's α
학교생활 회의	6문항	.89
학교생활 무기력	4문항	.75
수업 부적응	4문항	.81
진로불안	6문항	.91
전체	20문항	.93

변인	문항 수	Cronbach's α
전반	2문항	.73
신체적	7문항	.83
심리적	6문항	.83
사회적	3문항	.72
생활환경	8문항	.82
전체	26문항	.93

변인	문항 수	Cronbach's α
인지적 자기격려	10문항	.92
행동적 자기격려	10문항	.88
정서적 자기격려	10문항	.92
전체	30문항	.96

	학교생활 소진	자기격려	삶의 질
**p<.01
학교생활 소진	1
자기격려	-.38^**	1
삶의 질	-.55^**	.66^**	1
평균	2.63	3.55	3.64
표준편차	.75	.64	.59
왜도	.10	-.29	-.43
첨도	-.63	-.30	.00

		B	SE	t	p
자기격려	M+1SD	-.16	.04	-4.07^***	.000
	M	-.23	.03	-7.40^***	.000
	M-1SD	-.30	.05	-6.24^***	.000