서 론
2025년 통계청 자료에 의하면 한국의 65세 이상 인구 는 약 천만 명으로 전체인구비율 20.3%에 이르러 초고령 사회로 진입하였다(통계청, 2025). 이러한 초고령사회에 서 한국의 노인들은 신체적, 정신적, 인지적 건강뿐만 아 니라 은퇴로 인한 사회적 지위 및 경제적 수준의 변화로 인해 다양한 어려움에 직면할 수 있어 다차원적인 지원과 중재가 요구된다(Kim et al., 2018; Kwon, 2022).
은퇴는 개인이 종사해 온 주요 일자리에서 물러나 사 회적 역할을 상실하는 과정으로, 이는 생애주기의 후기 단계로 나아가는 중요한 전환점이 된다(Kim et al., 2008; Ko et al., 2011). 이러한 역할 변화는 사회활동 감소와 사회적 관계망 축소를 초래하고, 스트레스와 우 울과 같은 심리적 문제를 야기함으로써 노년기 작업 균형 (occupational balance)에 부정적인 영향을 미치는 주 요 원인으로 작용한다(Afilalo et al., 2009; Lim, 2019; Park et al., 2017; Park, 2013). 특히, 한국은 현재 평균 기대수명은 약 84.5세로 은퇴 후 평균 생존 기간이 약 20년 이상으로 증가하여 장기간의 은퇴 생활이 노인 의 경제적 및 사회적 안정뿐만 아니라 개인의 삶의 만족 도에도 중요한 영향을 미치는 요인으로 대두되고 있다 (보험연구원, 2012; Kim, 2013).
노인의 삶의 만족도는 연령, 가족 형태, 건강상태 등의 인구학적인 특성뿐만 아니라 경제적 상태, 사회적 활동, 우울 및 자아존중감과 같은 심리적 요인, 그리고 일상생활 수행 능력 등의 다양한 요인에 의해 영향을 받는다(오준범 & 이준협, 2014; Hong, 2016; Kim & Sok, 2008). 이러한 다양한 요인 중 건강상태, 일상생활활동, 우울, 사회참여는 은퇴 노인의 삶의 질을 유지하는데 있어 핵심 요소라고 할 수 있다(Kim & Jeong, 2018; Kim & Yoon, 2013; Lee, 2012; Song et al., 2003). 이 중에 서 건강상태는 신체 건강과 정신건강을 모두 포함하는 개념으로, 은퇴 노인이 스스로 인식하는 전반적인 건강 상태를 의미하기 때문에 삶의 만족도에 가장 직접적인 영향을 미친다(Song et al., 2003; Lee, 2012). 주관적 건강상태가 긍정적으로 평가될수록 삶의 만족도가 높아 지는 경향이 있으며, 이는 은퇴 이후의 삶에 보다 잘 적응 하는 것과 관련이 있는 것으로 나타났다(Kim, 2013).
다음으로, 일상생활활동 역시 은퇴 후 삶의 만족도를 결정짓는 중요한 요인 중 하나이다. 고령 은퇴자의 경우 만성질환의 비율이 증가함에 따라 능동적인 일상생활활 동이 제한되고, 타인에 대한 의존성이 높아져 전반적인 삶의 질에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다 (Kim & Jeong, 2018; Park, 2013). 마지막으로, 우울 도 은퇴 후 삶의 만족도에 부정적인 영향을 미치는 핵심 요인이다. 국내 선행 연구에서는 은퇴 이후 노인의 42% 가 우울을 경험하는 것으로 나타났으며, 이는 은퇴하지 않은 노인보다 높은 비율로 평가되어 은퇴와 우울 증상 간 상호작용 효과가 있음이 보고되었다(Baik, 2013; Chung et al., 2023; Lee et al., 2017). 이와 같이 은퇴 는 노년기 사회적 상호작용을 축소시키는 가장 큰 요인이 며 이는 신체적, 정신적 건강은 물론 삶의 질과 연관성이 높음을 알 수 있다.
노년기 사회참여(social participation)는 좁은 의미 로 특정 그룹의 목적 달성을 위한 활동에 국한되는 개념 으로 사용되며, 넓은 의미로는 개인들 간의 다양한 목적 달성까지 포괄하는 활동으로 정의된다(Choi, 2015). 이 는 단순한 여가 활동이 아닌, 타인과의 상호성을 통해 경제적 및 사회적 이익을 만들어내는 폭넓은 활동으로 이해된다(Kim et al., 2012; Kim & Lee, 2008). 작업 치료 실행체계 4판(Occupational Therapy Practice Framework, OTPF-4)에서는 사회참여를 지역사회 구 성원, 가족, 친구, 동료 등과의 사회적 상호작용을 지원하 는 활동으로 정의한다(Magasi & Hammel, 2004). Kim 등(2018)의 연구에서도 노인의 삶의 만족도, 사회 참여 간의 관계를 조사하였는데, 사회참여 기회의 증진 이 은퇴 노인의 사회적 및 정서적 건강을 증진시키고 삶 의 만족을 높인다는 결과를 보고하였다.
위와 같이 선행연구에 의하면 은퇴 노인의 건강상태, 일상생활활동, 우울, 사회참여는 서로 밀접하게 연결되어 삶의 만족도에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 선행 연구들에서는 변수들 간의 상관관계를 검증하거나 단일 변수 중심의 단방향적인 분석이 주로 진행되었으며, 은퇴와 관련된 네 가지 주요 변수가 어떤 순서와 과정을 통해 상호 영향을 미치는지에 대한 연구는 미흡하다 (Bengtson & DeLiema, 2016; Lee & Bin, 2011). 작업치료사는 개인의 작업 참여를 유도하여 의미 있는 역할을 형성하도록 돕는 전문가로서, 은퇴 노인의 삶의 질을 향상을 위한 효율적인 중재를 적용하기 위해서는 사회참여가 삶의 질과 관련된 변수간의 상호작용 및 영향 력에 대한 분석을 통한 명확한 근거기반의 중재를 적용할 필요가 있다(Gagliardi et al., 2019; Pinquart & Schindler, 2007). 일부 연구에서 위와 같은 연구를 시 도한 바는 있지만, 대상자 수가 적은 경우가 대부분이었 으며 대규모의 은퇴 노인을 대상으로 사회참여를 통한 삶의 만족도 변화를 통계적으로 측정한 연구는 부족한 실정이다(Cutchin et al., 2010; Eagers et al., 2016).
따라서 본 연구에서는 사회참여가 은퇴 노인의 건강상 태, 일상생활활동, 우울과 삶의 만족도 간의 관계에서 매 개효과를 가지는지 검증하여 사회참여와 삶의 질 사이의 경로를 확인하고자 하였다.
연구 방법
1.분석자료 및 선정 기준
본 연구를 위하여 한국고용정보원에서 제공하는 9차 고령화연구패널조사(Korean Longitudinal Study of Ageing, KLoSA)를 활용하였다. 고령화연구패널조사는 고령자의 사회적, 경제적, 육체적, 정신적 삶 전반에 걸친 자료를 수집하는 종단면 조사이다. 2006년부터 전국 만 45세 이상의 중고령자를 대상으로 시행되는 패널조사이 며 매 2년마다 기본조사가 이루어지고 있다. 대상자는 시도별로 인구비례로 할당되어 지역 및 주거형태별로 다 단계 층화 확률 비례 계통추출법을 사용하여 선정된다. 자료 수집은 훈련받은 면접원이 표본 가구를 직접 방문하여 컴퓨터를 이용한 대인면접(Computer Assisted Personal Interview)을 통해 이루어졌다(Kim, 2024). 본 연구에 서는 위의 조사 과정에 따라 응답을 완료한 자는 6,057명 을 분석대상으로 하였다.
은퇴 노인 선정 기준은 1) 고령화연구패널조사에서 은 퇴자로 응답한 자, 2) 의사로부터 장애판정을 받은 적이 없는 자, 3) 연령이 65세 이상인 자로 하였다. 두 가지 모두 만족하는 경우 분석에 포함하였으며, 하나라도 부 합하지 않으면 분석대상에서 제외하였다. 본 연구는 연 세대학교의 생명윤리심의위원회(Institutional Review Board, IRB)에서 심의면제 승인(승인번호: 1041849-202501-SB-013-01)을 받은 후 진행하였다.
2.주요 변수
독립변수: 주관적 건강상태, 일상생활활동, 우울
본 연구에서 사회참여를 매개하여 은퇴 노인의 삶의 만족도에 영향을 미칠 요인으로 설정한 변수는 주관적 건강상태, 일상생활활동, 우울이다.
(1)주관적 건강상태
주관적 건강상태는 본인의 건강상태에 대해 어떻게 생 각하는지에 대한 단일문항으로 측정하였다. 노인의 경우 주관적으로 인지된 건강상태가 객관적으로 인지된 건강 상태보다 삶의 질에 더 큰 영향을 미친다는 선행연구에 따라 은퇴 노인의 건강상태를 평가하는 변수로 선정하였 다(Yeom & Jung, 2014). 고령화연구패널자료에서는 주관적 건강상태를 리커트 5점 척도로 구성하였으며(1 = 매우 좋음, 2 = 좋은 편, 3 = 보통, 4 = 나쁜 편, 5 = 매우 나쁨), 본 연구에서는 역문항 처리하여 점수가 높을수 록 주관적 건강상태가 좋은 것을 의미한다고 해석하였다.
(2)일상생활활동
일상생활활동은 노인의 기본적인 일상생활수행기능을 평가하는 도구인 한국판 일상생활활동 측정도구(Korean Activities of Daily Living, K-ADL)와 사회적 기능을 추가하여 총체적인 기능을 평가하는 도구인 한국판 수단적 일상생활활동 측정도구(Korean Instrumental Activities of Daily Living, K-IADL)를 사용하여 측정되었다. K-ADL는 7문항(옷 갈아입기, 세수/양치/머리감기, 목 욕/샤워하기, 식사하기, 방 밖으로 나가기, 화장실 이용 하기, 대소변 조절하기)으로 구성되어 있고 K-IADL은 10문항(몸단장하기, 집안일하기, 식사 준비하기, 빨래하 기, 근거리 외출하기, 교통수단 이용하기, 물건 사기, 금 전 관리하기, 전화 걸고 받기, 약 챙겨 먹기)으로 구성되 어 있다. 각 문항은 3점 척도로 이루어 졌으며, 1 = 도움 필요 없음; 3 = 부분적으로 도움이 필요함; 5 = 전적으로 도움이 필요함으로 정의하였다. 본 연구에서는 K-ADL 의 7문항과 K-IADL의 10문항에 대해 역문항 처리한 후, 전체 문항을 합산한 변수를 사용하여 점수가 높을수록 일상생활활동수행도가 높다고 해석하였다. K-ADL와 K-IADL의 신뢰도는 각각 Cronbach α = 0.980, Cronbach α = 0.960로 높은 수준인 것으로 확인되었다 (Kang et al., 2002; Park & Park, 2017).
(3)우울
우울은 Radloff (1977)의 역학연구를 위한 우울척도 (Center for Epidemiological Studies Depression Scale, CES-D)를 고령화연구패널조사에서 10문항으로 단축한 역학연구를 위한 우울척도-단축형(Two shorter form of the Center for Epidemiologic Studies Depression scale, CESD-10-D)를 이용하여 측정하였다. 지난 일주일간의 느낌과 행동에 대해 묻는 문항으로, 각 문항은 1 = 잠깐 그런 생각이 들었거나, 그런 생각이 들지 않았음(하루 미만); 2 = 가끔 그런 생각이 들었음(하루 이틀 정도); 3 = 자주 그런 생각이 들었음(3일~4일 정도); 4 = 항상 그런 생각이 들었음(5일~7일 정도)의 4점 척도 로 구성되었다. 본 연구에서는 총 10개 문항 점수를 합산 하여 변수로 사용하였고 높은 점수일수록 우울의 정도가 심함을 의미한다. 해당 평가도구의 신뢰도는 Cronbach’s α = 0.920으로 확인되었다(Irwin et al., 1999).
종속변수: 삶의 만족도
삶의 만족도와 관련한 문항은 5문항의 총점으로 측정 하였다. 삶의 만족도를 측정하는 항목은 자신의 건강상 태, 경제상태, 배우자와의 관계, 자녀와의 관계, 전반적 인 삶의 질로 구성되어 이에 대하여 어느 정도 만족하고 있는지를 묻는 문항들로 구성된다. 다섯 항목을 합산한 점수의 범위는 0점에서 500점까지로, 각 항목은 10점 간격의 11점 리커트 척도로 평가하였다. 문항의 해석은 점수가 높을수록 삶의 만족도가 높음을 의미한다.
삶의 만족도 중 어떠한 항목에 대한 만족도가 독립변 수와 매개변수의 영향을 많이 받는지를 확인하고, 종속 변수에 대한 분석의 정교함을 높이기 위해 총점뿐만 아니 라 각 하위 항목 자체를 종속변수로 활용한 세부 분석도 진행하였다. 합산 변수와 동일한 척도를 사용하였으므 로, 문항의 해석도 같은 방식으로 진행하였다. 다만 각 항목은 단일항목이었으므로, 점수의 범위는 0점에서 100점으로 구성되었다.
매개변수: 사회참여
사회참여는 노인이 참여하고 있는 사회적 모임이나 단 체의 수를 변수로 설정하였다. 모임의 종류는 작업치료 실행체계 4판(Occupational Therapy Practice Framework 4, OTPF-4)에 의한 사회참여 정의에 따라 종교모임, 친목모임(계모임, 노인정 등), 여가/문화/스포 츠 관련 단체(노인대학 등), 동창회/향우회/종친회, 자원 봉사, 정당/시민단체/이익단체의 총 6가지 모임으로 구 성된다. 참여하고 있는 모임이나 단체가 있는 경우는 1점, 참여하고 있지 않는 경우는 0점으로, 총 참여단체 수로 변수를 계산하여 0점에서 6점까지의 값으로 측정하였다. 점수가 높을수록 사회참여도가 활발하다고 해석된다.
3.통계분석
본 연구는 2022년도 고령화연구패널자료를 활용하여 다음과 같은 과정으로 경로분석을 진행하였다.
첫째, 은퇴 노인의 일반적인 특성을 알아보기 위해 빈 도 분석을 실시하였고, 종속변수와 영향요인의 특성을 알아보기 위해 기술통계 분석을 실시하였다.
둘째, 종속변수와 영향요인 사이의 상관성과 다중공선성 을 확인하기 위해 Pearson 상관관계 분석을 실시하였다.
셋째, 종속변수와의 상관관계가 입증된 변수들만 모형 에 포함시켰으며 모형의 적합도는 절대적합지수인 χ2, Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR)와 증분적합지수인 Comparative Fint Index (CFI), Tucker- Lewis Index (TLI)를 이용하여 검증하였다(Bentler, 1990; Bollen, 1989; Browne & Cudeck, 1992; Byrne, 2013).
넷째, 적합도에 따라 최종모형을 도출하였다. 가설 및 최종모형에 대한 영향요인들과 삶의 만족도의 관계는 경 로계수 분석을 통해 확인하였다.
마지막으로, 최대우도법(Maximum Likelihood Estimation, ML)을 기반으로 부트스트래핑(Bootstrapping) 2,000회를 활용하여 삶의 만족도와 요인들 간의 직간접 적인 효과를 분석하였다(Efron, 1992; Koopmans et al., 1950).
연구 대상자의 일반적 특성을 포함한 요인들의 기술통 계와 상관관계 분석은 SAS 9.4를 통해 분석하였다. 경로 모형 적합도 검증과 경로계수 및 직간접효과 분석은 Mplus 8.11를 사용하였다. 분석 과정 및 소프트웨어는 표로 정리하여 제시하였다(Table 1).
Table 1.
Analysis Process and Software
연구 결과
1.분석자료의 선별 과정
본 연구의 분석을 위하여 고령화연구패널조사(Korean Longitudinal Study of Ageing, KLoSA)의 2022년 고 령화연구패널조사의 응답자 중 연구 목적에 적합한 자를 선별하였다. 전체 응답자 6,058명 중 은퇴 경험이 없는 노인 3,932명을 제외하였다. 본 연구에서 은퇴 노인의 정의는 65세 이상 노인 중 은퇴를 하여 본격적인 소득 활동을 그만두고 현재 일을 하지 않거나 소일거리 이외의 일을 할 의사가 없는 상태로 정의하였다. 또한 응답의 신뢰도를 확보하기 위해 의사로부터 장애 진단을 받은 2,027명을 제외하고, 연령이 65세 미만인 자 235명을 제외하였다. 마지막으로 주요 연구 변수에 결측치가 있 는 대상자 1,128명을 제외하여 최종 분석자료를 구축하 였다. 최종 자료에는 총 646명의 데이터가 포함되었으며, 자세한 선별 과정은 Figure 1에 제시하였다.
2.분석자료의 일반적 특성 및 주요 변수의 특성
선별기준에 따라 추출된 은퇴 노인 총 646명 중 남성이 417명(63.86%)으로 과반수였으며, 평균연령은 75.98 세였다. 연령 범주로는 70대가 319명(49.38%)으로 가장 많았다. 거주지역으로는 경상권에 거주하는 대상자가 232 명(35.91%)으로 가장 많았으며, 서울 경기권이 182명 (28.18%)으로 그 뒤를 이었다. 교육 수준은 최종 학력이 고등학교 졸업인 경우와 초등학교 졸업 이하인 경우가 각각 211명(32.66%)과 210명(32.51%)으로 나타났다. 경제 수준은 주관적 계층 수준으로, 본인의 경제 수준에 대해 중으로 응답한 경우가 대부분(60.06%)이었다.
주요 변수의 특성은 평균 및 표준편차로 제시하였다. 주관적 건강상태 점수는 1~5점 중 평균 2.94점으로 중 간 수준이었으며, 일상생활활동 점수는 17~51점 중 평 균 49.94점으로 매우 높은 수준이었다. 우울은 0~30점 중 평균 16.09점으로, 측정 도구의 우울증 절단점인 10 점보다 큰 것으로 확인되어 우울감이 높은 수준인 것으로 나타났다. 또한 현재 참여하고 있는 사회적 활동의 개수 는 1~6개 중 평균 1.04개로 낮은 수준의 사회참여도를 보였으며, 삶의 만족도의 합산 점수는 0~500점 중 323.20점으로 중간 수준이었다. 삶의 만족도의 하위 항 목 중에는 자신의 건강상태와 경제상태에 대한 만족도가 각각 평균 59.72점과 58.95점으로 가장 낮게 나타났으 며, 배우자와의 관계에 대한 만족도가 평균 72.04점으로 가장 높게 나타났다(Table 2).
Table 2.
Demographic and Clinical Characteristic of Participants (N = 646)
[i] The sum of the percentages does not equal 100% because of rounding.
M : Mean, SD : standard deviation.
CESD-10: Two shorter form of the Center for Epidemiologic Studies Depression scale, CR: Child Relationship, ES: Economic Status, HC: Health Condition, K-ADL: Korean Activities of Daily Living, K-IADL: Korean Instrumental Activities of Daily Living, QOL: Overall Quality of Life, SR: Spouse Relationship.
3.주요 변수 간 상관관계
주요 변수의 상관관계 분석 결과는 Table 3와 같다. 건강상태는 일상생활활동(r = 0.380, p < 0.0001), 사회 참여(r = 0.348, p < 0.0001), 삶의 만족도(r = 0.365, p < 0.0001)과 정적 상관관계를 보였으며, 우울(r = -0.173, p < 0.0001)과는 부적인 상관관계를 보였다. 일상생활활동은 사회참여(r = 0.146, p < 0.0001) 및 삶의 만족도(r = 0.216, p < 0.0001)와 정적 상관관계를 보였으며, 우울(r = -0.232, p < 0.0001)과는 부적인 상관관계를 보였다. 우울은 사회참여(r = -0.163, p < 0.0001)와 삶의 만족도(r = -0.273, p < 0.0001)과 부적 인 상관관계로 나타났다. 사회참여는 삶의 만족도(r = 0.267)와 정적인 상관관계가 있었다. 주요 변수 간 상관 계수는 0.40 미만으로 나타나, 다중공선성이 존재하는 변수는 없었다.
Table 3.
Correlation of Key Variables (N = 646)
| Variables | Health Condition | ADL | Depression | Social Participation | Life Satisfaction |
|---|---|---|---|---|---|
| Health Condition | 1.00 | ||||
| ADL | 0.380*** | 1.00 | |||
| Depression | -0.173*** | -0.232*** | 1.00 | ||
| Social Participation | 0.348*** | 0.146*** | -0.163*** | 1.00 | |
| Life Satisfaction | 0.365*** | 0.216*** | -0.273*** | 0.267*** | 1.00 |
4.모형 적합도 검증 결과
본 연구에서 설정한 모형에 대한 적합도 검증 결과, 절대 적합도 지수인 χ2(6.115)의 p값은 0.062, RMSEA 0.036, SRMR 0.019으로 나타났다. 증분 적합도 지수는 CFI 0.986와 TLI 0.961로 확인되었다. 이처럼 본 연구 의 모형은 모든 적합도 지수의 기준치를 충족하여, 수정 없이 최종모형으로 선정하고 분석을 진행하였다(Table 4). 최종모형은 Figure 2에 도식화하여 제시하였다.
5.주요 변수 간 경로분석
건강상태, 일상생활활동, 우울과 삶의 만족도 사이의 관계에서 사회참여의 매개효과를 산출한 결과는 다음과 같다. 주요 변수 사이의 경로는 직접효과, 매개효과, 그리 고 총효과를 통해 분석하였다. 종속변수인 삶의 만족도 가 독립적인 다섯 가지 개념을 모두 포함하고 있었기 때 문에, 구체적인 분석을 위해 삶의 만족도의 세부 항목에 해당하는 건강상태, 경제상태, 배우자 관계, 자녀관계, 전반적인 삶의 질에 대한 분석도 진행하였다. 본문에는 삶의 만족도의 개념을 모두 종합한 합산 점수에 대한 결과만 서술하고, 세부 분석 결과는 표로 정리하여 제시하였다.
먼저 직접효과 분석 결과, 첫 번째 독립변수인 건강상 태와 매개변수인 사회참여 간 효과값은 0.394 (p < 0.001)이었고 종속변수인 삶의 만족도와의 효과값은 3.740 (p < 0.001)으로 확인되어 건강상태가 좋을수록 사회참여와 삶의 만족도가 높아지는 것으로 나타났다. 두 번째 독립변수인 일상생활활동과 매개변수인 사회참 여 간 효과값은 0.033 (p < 0.001)이었으며, 종속변수인 삶의 만족도와의 효과값은 2.768 (p < 0.001)로 나타나 일상생활활동 수준이 높을수록 사회참여 정도와 삶의 만 족도가 높아지는 것으로 확인되었다. 마지막 독립변수인 우울과 매개변수인 사회참여 간 효과값은 –0.031 (p < 0.001)이었고 삶의 만족도와는 –3.062 (p < 0.001)의 효과를 보였다. 우울 증상이 심해질수록 사회참여 정도 와 삶의 만족도가 낮아지는 것으로 나타났다. 매개변수 인 사회참여와 종속변수인 삶의 만족도 간 효과값은 5.507 (p < 0.001)로 도출되어, 참여하는 사회적 활동이 많아질수록 삶의 만족도가 높아지는 것으로 확인되었다 (Table 5).
Table 5.
Path Analysis of Direct Effect (N = 646)
다음으로 매개효과는 각 변수의 직접효과와 총효과값 을 비교하여 분석되었다. 세 가지 독립변수와 삶의 만족 도 간 관계에서 사회참여의 매개효과를 검증하였을 때, 모든 변수의 총효과값이 직접효과 값에 비해 증가하였으 므로 사회참여가 부분매개효과가 있는 것으로 확인되었 다(Table 7). 건강상태의 총효과값은 4.599 (p < 0.001) 로 직접효과값인 3.740 (p < 0.001)에 비해 증가하여, 사회참여가 0.859 (p < 0.001)의 매개효과를 가지는 것 으로 나타났다.
Table 7.
Path Analysis of Total Effect (N = 646)
일상생활활동의 총효과값이 3.304 (p < 0.001)로 직 접효과값인 2.768 (p < 0.001)보다 큰 것으로 확인되어, 사회참여가 0.536 (p < 0.001)의 매개효과가 있음을 나 타냈다. 마지막으로 우울의 총효과값은 –3.546 (p < 0.001)로, 직접효과값인 –3.062 (p < 0.001)보다 증가 하였으므로 사회참여가 –0.485 (p < 0.001)의 매개효과 가 있는 것으로 확인되었다. 이러한 세 가지 매개효과의 95% 부트스트래핑 신뢰구간이 모두 0를 포함하고 있지 않았으므로, 유의미한 매개효과가 있는 것으로 나타났다 (Table 6).
Table 6.
Path Analysis of Indirect Effect (N = 646)
고찰
본 연구에서는 노인이 은퇴로 인해 경험할 수 있는 주 요 문제 중 하나인 사회참여 저하에 주목하여, 은퇴 노인 의 건강상태, 일상생활활동, 우울과 삶의 만족도 사이의 관계에서 사회참여의 매개효과를 검증하고자 하였다. 2022년 제 9차 고령화연구패널자료에서 은퇴 노인에 대 한 데이터만 추출하여 경로모형을 설정하고 매개효과 분 석을 진행하였다. 이때 주관적 건강상태, 일상생활활동 수준, 우울 정도를 독립변수로 설정하고, 참여하고 있는 사회적 활동의 개수를 매개변수로, 삶의 다양한 영역에 대한 만족도를 종속변수로 선정하였다.
대상자의 인구통계학적 특성 분석 결과, 은퇴 노인의 성별은 남자가 더 많았으며 거주 지역은 경상도가 가장 많은 비율을 차지하였다. 본 연구에서는 은퇴 노인을 소 득을 목적으로 하는 경제활동을 하다가 그만두고 현재는 일을 하지 않는 자로 정의하였다. 이에 따라 일생동안 가사노동과 같이 수입을 목적으로 하지 않은 일을 한 경 우에는 연구 대상자에서 제외되었다. OECD 성평등 보 고서에 따르면, 2023년 한국의 경제활동 참가율에 대한 성별 격차는 18.1%로 남성이 훨씬 높은 것으로 나타났으며 이는 OECD 평균보다 7.2%포인트 높았다(Organization for Economic Co-operation and Development, 2023). 이러한 남녀의 경제활동에 대한 차이가 은퇴 여부의 차이로 이어져, 은퇴 노인만 추출한 본 연구에서는 남성 이 더 많이 포함되었을 것으로 보인다. 이러한 결과는 대부분의 선행연구에서 여성 노인의 수가 남성 노인의 수보다 많다는 보고와 상반된다(Kim & Kim, 2021; Lee, 2021; Luo et al., 2021; Ryskina et al., 2021). 따라서 향후 연구에서는 성별에 따른 조절효과 분석 등을 활용하여, 노인의 사회참여와 삶의 만족도에 대한 성별 의 차이를 분석할 필요가 있다. 또한 은퇴 노인들의 거주 지역이 경상도에 치중되어 있다는 결과는 일반적으로 서 울 및 경기도에 거주하는 65세 이상 노인이 가장 많다는 사실과 상반된다. 이는 경상도의 전체 인구 대비 65세 이상 노인의 비율은 21.74%인 반면, 서울 및 경기도는 16.24%로 경상도가 전체 인구를 반영하였을 때 고령층의 비율이 수도권보다 높다는 것이 반영된 것으로 해석할 수 있다(Sung, 2021). 수도권에 거주하던 고령층들이 은퇴 후 고향으로 돌아가는 U턴 현상(U-turn phenomenon)과 경상도권에서 수도권으로 이주하는 청년층의 비율이 높 다는 사실도 고려할 필요가 있다(Kim & Lee, 2015).
주요 변수의 특성을 살펴본 결과, 은퇴 노인의 일상생 활활동 수준은 매우 높은 편이었으나, 우울 정도가 심하 며 참여하고 있는 사회적 활동의 수는 매우 적은 것으로 나타났다. 일상생활활동은 본 연구에서 데이터의 신뢰성 을 확보하기 위해 장애 진단을 받지 않은 대상자들만 선 별하였으므로 일상생활활동 수행 자체에는 큰 어려움이 없는 것으로 사료된다. 본 연구에서 사용된 CES-D 우울 은 평균 16점으로 평가도구의 절단점인 10점보다 높게 나타나, 은퇴 노인들은 주요 우울 증상을 경험하고 있을 가능성이 높다(Fernández-Niño et al., 2018). Odone 등(2021)은 우울이 외로움과 함께 은퇴 노인이 겪게 되 는 대표적인 문제라고 보고한 바 있으며, 이러한 우울과 강한 상관관계를 가지고 있는 것이 사회참여라고 주장하 였다. 65세 이상 은퇴 노인은 총 6개 중 평균 1개의 사회 적 활동에 참여하고 있는 것으로 나타났다. 이는 아직 은퇴하지 않은 비율이 더 많은 40세 이상이 평균 2.12개 의 활동에 참여하고 있다는 결과와 비교하였을 때, 절반 수준으로 감소한 것이다(보건복지부, 2023). Song (2024) 의 연구에서도 은퇴 후 사회적 관계망이 축소되고 활동 수준이 감소하는 것이 은퇴 적응에 가장 큰 걸림돌이라고 보고하였다. 즉, 은퇴 노인의 삶의 질을 개선하기 위한 중재가 일상생활활동 훈련보다는 우울과 같은 심리상태 의 개선을 위한 정신건강 중재와 사회참여 활동을 증진할 수 있는 프로그램으로 구성할 필요가 있음을 시사한다.
주요 변수 간 상관관계 분석 결과에 따르면, 우울을 제외한 건강상태, 일상생활활동, 우울, 사회참여, 삶의 만족도는 서로 양적인 상관관계를 보였다. 우울은 다른 변수들과 부적인 상관관계가 있는 것으로 확인되었다. Quick와 Moen (1998)도 은퇴로 인한 노인의 우울 및 자아정체성 혼란과 일상생활활동 수준 저하는 서로 양방 향의 상관이 있다고 보고하였다. 또한 Wang (2014)의 연구에서는 은퇴로 인한 역할 상실이 노인의 전반적 건강 상태의 악화와 활동 수준의 감소, 사회참여의 저하를 초 래하며 이러한 요인들은 서로 연관되어 있다고 주장하였 다. 다수의 선행연구에서 노인이 타인과의 교제활동이나 사회활동에 참여함으로써 은퇴와 배우자의 죽음으로 인 한 상실감을 보상받고, 은퇴 후 전반적인 생활만족도가 높아질 수 있다고 보고하였다(Baek & Kwon, 2007; Campbell et al., 1976; Han, 2000; Hong, 1998; Park, 2002; Russell, 1987). 특히 사회참여의 질적인 측면이 삶의 만족도 향상에 중요한 영향을 미치는 것으로 나타났다. Rhee와 Lee (2005)의 연구에서는 노인이 참 여하는 사회적 활동이 하고 싶은 동기가 있는 활동일 경 우, 삶의 질과 강한 연관이 있다고 보고하였다. 또한 Park (2002)은 삶의 만족도가 은퇴 후 사회적 활동에 얼마나 자주 참여하는지와 관련이 있다고 보고하며, 원 하는 활동에 자주 그리고 오랜 기간 참여할수록 정서적 지지와 사회적 접촉이 높아져 스스로 삶의 질을 높게 인 식한다고 주장하였다. 그러나 본 연구에서는 참여하고 있는 활동의 개수로만 사회참여를 측정하여 양적인 측면 만 다루었으므로, 향후에는 참여 동기, 활동 유형 및 빈도 와 같은 질적인 측면을 고려한 구체적인 변수들을 사용할 필요가 있음을 시사한다.
매개효과 분석 결과에 따르면, 사회참여가 은퇴 노인 의 건강상태, 일상생활활동, 우울과 삶의 만족도 사이의 관계를 부분적으로 매개하는 것으로 나타났다. 이러한 매개효과가 있다는 것은 세 가지 독립변수가 삶의 만족도 에 미치는 영향력에 사회참여가 기여하고 있다는 의미로 해석할 수 있다. 이는 사회참여가 건강상태, 일상생활활 동, 우울이 삶의 만족도에 영향을 주도록 하는 생성기제 (generative mechanism)로서 작용한다는 것이다(Baron & Kenny, 1986). 매개효과의 정의에 따라 설명하면, 독립변수와 종속변수의 관계는 직접적인 효과 뿐만 아니 라 매개변수인 사회참여를 통한 간접효과를 통해서도 설 명될 수 있다(Wright, 1921). 즉 건강상태, 일상생활활 동, 우울은 삶의 만족도와 직접적인 관계도 있지만, 세 가지 독립변수가 사회참여의 정도에 영향을 주며, 사회 참여가 다시 삶의 만족도의 원인이 되는 간접적인 관계도 존재하는 것이다. 이러한 매개효과는 사회참여가 건강상 태와 일상생활활동의 향상을 통한 삶의 만족도 증진을 지원할 수 있으며, 우울의 심화로 인한 삶의 만족도 저하 를 예방할 수 있다는 의미이다. 이는 은퇴 노인의 삶의 질 향상을 목표로 중재를 계획할 때 건강상태, 일상생활 활동, 우울에 대한 프로그램에만 집중하는 것이 아니라, 사회참여 활동을 통해서도 삶의 질을 증진할 수 있다는 것을 고려해야 함을 시사한다. 즉 삶의 만족도 향상을 목표로 하는 사회참여 중재가 건강상태, 일상생활활동, 우울과 관련된 문제가 있는 은퇴 노인들에게 유용할 수 있다고 사료된다. 즉 은퇴로 인한 역할 갈등을 경험하고 있는 대상자가 사회적 활동을 통한 작업 참여로 의미 있는 역할을 부여받음으로써 삶의 만족도가 변화할 수 있다는 Lee (2013)와 Rodriguez-Bailon 등(2016)의 연구와 맥을 같이 한다.
다양한 선행연구에서는 은퇴 후 사회참여 향상을 위한 작업치료 중재의 효과로 노인의 신체 및 정신기능을 포함 한 건강상태의 향상, 일상생활활동의 독립성 증가, 사회 적 관계망 확장 등을 통한 삶의 질 증진을 보고하였다 (Hewitt et al., 2010; Kocak & Burdorf, 2024). 작업 치료사가 은퇴 노인에게 적용할 수 있는 구체적인 사회참여 중재는 크게 지역사회 기반 중재, 여가 활동 중재, 전자 기기 활용 중재로 구분할 수 있다(Smallfield & Molitor, 2018). 우선 지역사회 기반 중재로는 Routasalo 등(2009)의 연 구에서 3개월간 실시한 심리 사회적 프로그램인 예술 및 창작 활동, 그룹 토론 및 운동, 글쓰기 등이 있다. 이를 통해 새롭게 교류를 이어나가는 친구의 수가 유의미하게 증가한 것으로 나타났다. Creswell 등(2012)의 연구에 서는 작업치료사가 2개월동안 스트레스 감소 중재 (Mindfulness-based Stress Reduction)인 명상, 호 흡, 인지 전환 중심의 그룹 프로그램을 제공하였을 때, 은퇴 노인의 외로움과 같은 정신건강 지표가 유의미하게 개선되었다. 다음으로, 여가 활동 중재로는 Janssen (2004) 의 연구에서 여가 교육 프로그램을 4주 간 제공한 바 있 다. 해당 중재는 작업치료사와 함께 은퇴 노인이 주도적 으로 개인적 흥미와 여가 목표를 탐색하고 여가 활동 목 록을 만드는 활동이었다. 여가 활동을 실천하기 위해 도 서관과 같은 지역사회 자원까지 탐색하였다. 이는 그룹 토론과 일대일 목표 코칭을 병행함으로써 여가 참여 빈도 와 사회적 소속감이 증가하였다. Garvey 등(2015)의 연 구에서는 작업치료사가 주도하는 소그룹 형태의 중재를 통해 여가 기술 교육 및 실습 프로그램을 6주간 진행하였 다. 이는 음악 감상, 취미활동 공유, 지역사회 기관 방문 등으로 구성되었으며 중재 후 활동 참여도, 사회적 관계, 삶의 질이 향상되었다. 마지막으로, 전자 기기 활용 중재로 는 전자 게임(Wii Sports)을 활용한 그룹 프로그램이 적 용되고 있었다. Kahlbaugh 등(2011)의 연구에서도 동 일한 전자게임를 활용하여 노인 복지관을 이용하는 은퇴 노인에게 볼링 프로그램을 제공하였다. 이때 4~6인을 한 그룹으로 하고 작업치료사가 참여자 간 대화와 응원을 지속적으로 유도한 결과, 사회적 연결성이 강화되고 외 로움이 유의미하게 감소하였다.
이러한 사회참여 중심의 중재를 통해 은퇴 노인은 친구 (friend), 취미 활동가(hobbyist), 조직 구성원(organizational member), 가족 구성원(family member), 종교 참여자 (religious participant)와 같은 새로운 역할을 부여받 고 사회적 환경 속에서 수행하는 의미 있는 활동에 긍정 적인 가치를 부여할 수 있게 된다(Wang et al., 2011). 이는 사회참여 중재를 통해 은퇴 노인이 새로운 역할을 얻고 은퇴로 인해 경험하였던 외로움과 같은 부정적인 정서를 자아존중감과 같은 긍정적인 정서로 변환함으로 써, 삶의 만족도를 높일 수 있다는 것을 시사한다(Lim et al., 2024). 이와 같이 사회참여는 본 연구분석 결과 및 선행연구에 근거하여 은퇴 노인의 삶의 만족도와 관련 된 다양한 영역에서 긍정적인 효과를 보이는 활동인 것으 로 확인되었다. 따라서 추후에는 은퇴로 인한 변화가 반 영된 사회참여 중재가 개발될 필요가 있으며, 본 연구 결과는 해당 중재의 개발 및 적용을 위한 기초자료로 활 용될 수 있을 것으로 사료된다.
본 연구는 다음과 같은 두 가지 제한점이 있다. 먼저, 매개변수인 사회참여 개념에 대한 조작적 정의가 협소하 여 사회참여에 대한 구체적인 정보를 반영하지 못하였다. 본 연구는 각 노인이 참여하고 있는 사회적 활동 여부를 통해 사회참여를 측정하였다. 이에 따라 사회참여에 대 한 질적인 측면이나 유형 및 참여 빈도를 반영하지는 못 하였으므로, 결과의 명확성이 떨어질 위험이 있다. 따라 서 향후 연구에서는 사회참여 빈도나 지속 기간과 같은 상세한 지표를 활용하여, 사회참여에 대한 심층적 분석 을 진행할 필요가 있다. 다음으로, 본 연구는 2022년 데 이터만 포함한 단면조사 연구로서, 시간이 지날수록 빠 르게 바뀌는 은퇴 노인의 변화를 반영하지 못하였다. 이 는 한 시점만 반영되기 때문에 노인의 기능 및 활동의 추세를 파악하기는 어렵다는 것이다. 또한 변수 사이의 선후 관계 검증의 제한이 있어, 인과성에 대한 결과 해석 의 한계가 존재한다. 따라서 추후에는 종단연구를 통해 시간에 따른 은퇴 노인의 사회참여 및 삶의 만족도 변화 와 영향요인의 관계를 파악하는 연구가 필요하다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 대규모 표본을 활용하여 은퇴의 영향을 받는 건강상태, 일상생활활동, 우울과 삶의 만족도 간의 관계에서 사회참여의 매개효과 를 도출하였다는 데 의의가 있다. 이는 사회참여가 은퇴 노인의 은퇴 후 적응에 긍정적인 영향을 미칠 수 있으며, 다양한 건강 관련 문제들을 완화시킴으로써 삶의 만족도 를 높이는 데 기여할 수 있다는 것으로 사료된다. 따라서 본 연구는 은퇴 노인을 대상으로 한 사회참여 중재의 활 성화에 대한 근거를 마련하여, 지역사회 내에서 이루어 지는 노인 관련 서비스 중 은퇴 후 사회적 활동의 중요성 을 입증하였다는 가치가 있다.
결론
본 연구에서는 경로모형을 기반으로 은퇴 노인의 건강 상태, 일상생활활동, 우울과 삶의 만족도 사이의 관계에 서 사회참여의 매개효과를 분석하였다. 사회참여는 세 가지 은퇴 노인의 삶의 만족도 영향요인에 대해 유의미한 매개효과를 가지고 있는 것으로 나타났다. 즉 사회참여 가 건강상태와 일상생활활동의 향상과 우울의 감소를 촉 진하여, 은퇴 노인의 삶의 만족도를 높이는 역할을 한다 는 것이다. 이를 통해 은퇴로 인해 다양한 건강 관련 변화 를 경험하는 노인의 삶의 만족도 증진에 사회참여 중재가 유용할 수 있음을 검증하였다. 따라서 본 연구의 결과가 지역사회에서 은퇴 노인의 사회참여 향상을 위한 작업치 료 중재를 제공하는 전문가들에게 효과적인 프로그램을 위한 기초자료로 활용되기를 기대한다.