Ⅰ. 서론
한국은 2000년 65세 이상 인구 비율이 7%를 넘 어서며 고령화사회에 진입한 이후, 2017년에 14% 를 돌파하며 17년 만에 고령사회로 전환되었고, 2024년에는 20%를 넘어 초고령 사회에 도달하였다 [1]. 고령사회로 진입하기까지 일본은 24년, 미국은 69년, 프랑스는 115년이 걸린 것과 비교할 때[2], 한국의 인구 고령화 속도는 전 세계에서 유례없이 빠르다. 이처럼 급속한 고령화는 노인 복지 및 건 강 문제에 대한 사회적 관심을 높이고 있으며, 특 히 노인의 정신건강 문제가 중요한 정책적 과제로 부상하고 있다.
노년기 정신건강 문제 중에서도 우울은 대표적 인 보건 문제로 지적된다. 국내 노인의 상당수가 우울 증상을 경험하고 있으며, 이는 만성질환 관리 의 어려움, 일상생활 수행 능력 저하, 사회적 고립 등과 밀접하게 연관된다. 특히 노년기 우울은 자살 위험을 증가시키는 주요 요인으로, 공중보건학적 관점에서 중대한 위험요인으로 간주된다. 우울증은 노인의 자살 생각을 유발하는 가장 강력한 위험요 인 중 하나이며, 우울 수준이 높을수록 자살 위험 또한 증가하는 것으로 보고되었다[3]. 더불어, 한국 노인의 우울감 경험률은 OECD 국가 중 가장 높 은 수준으로 [4], 노년기 우울은 시급한 대응이 요 구되는 사회적 문제이다.
노인 우울에 영향을 미치는 요인은 다차원적이 며, 특히 경제활동은 소득 보전뿐 아니라 심리·사 회적 지원만으로 기능하여 정신건강에 긍정적 영 향을 미칠 수 있다. 활동이론(Activity theory)에 따르면, 노년기에도 사회적·경제적 활동을 유지하 는 것은 자아존중감과 삶의 만족을 증진시키며, 이 는 우울을 완화하는 요인으로 작용한다[5][6] 선행 연구에 따르면 경제활동에 참여하는 노인이 그렇 지 않은 노인에 비해 우울 수준이 유의하게 낮다 고 보고되었으며[7], 2023년 전국 노인실태조사에 따르면, 취업 노인의 우울 증상 경험률은 5.0%로, 미취업 노인(15.4%)에 비해 현저히 낮았다[8]. 이러 한 결과는 노년기의 경제활동이 단순한 생계 유지 의 차원을 넘어, 우울을 완화하는 보호요인 (Protective factor)로 작용할 수 있다.
그러나 경제활동의 효과는 노인의 연령대에 따 라 상이하게 나타날 수 있다. B.L. Neugarten et al.[9]는 연령에 따라 75세 미만을 ‘전기노인 (Young-old)’, 75세 이상은 ‘후기노인(Old-old)’으로 구분하고, 이들 간의 특성을 비교한 바 있다. 전기 노인은 후기노인에 비해 건강 상태가 양호하고 신 체적·정신적·인지적 기능이 상대적으로 높은 경향 을 보였다[10]. 또한, 후기노인은 전기노인보다 건 강, 사회적 관계, 경제적 역할 등 여러 측면에서 상실 경험이 더 크게 나타났다[11]. 이처럼 전기노 인과 후기노인은 생물학적·신체적·심리 사회적 특 성에서 뚜렷한 차이를 보이고 있으므로, 노년기 연 령대별 다양성과 취약성을 반영한 세분화된 연구 가 필요하다.
그럼에도 불구하고, 기존 연구들은 노인을 65세 이상 하나의 동질적 집단으로 간주하고, 성별·소 득·주관적 계층 의식 등 하위집단으로만 구분하여 [7] 경제활동과 우울 간의 관계를 검토하는 등 전 기노인과 후기노인의 이질성을 고려하지 않았다 [12]. 또한, 전기노인과 후기노인으로 구분한 일부 연구에서는 우울이나[13] 삶의 만족에 영향을 미치 는 요인을 다루었으나[14], 경제활동 여부와 우울 간의 직접적인 관련성을 분석하지 않았다.
즉, 경제활동과 우울 간 관계를 연령집단별로 비교·분석한 연구는 매우 부족하며, 이로 인해 연 령대별 맞춤형 정책 수립에 필요한 실증적 근거가 제한적인 실정이다. 한편, 기존의 연구에서는 노인 의 건강 관련 요인을 설명하기 위한 이론적 틀로 Lalonde(1974)의 건강모형이 주로 활용되어 왔다 [15]. 이 모형은 건강에 영향을 미치는 요인을 생 활양식, 환경, 생물학적 요인, 보건의료체계의 네 가지 범주로 제시하여 건강증진 정책의 기초를 마 련하였다는 점에서 의의가 있다. 그러나 최근의 사 회·경제적 불평등, 인구 고령화, 지역사회 환경의 복잡성 등 현대 사회의 변화된 맥락을 충분히 반 영하기에는 한계가 있다[16]. 이러한 한계를 보완 하기 위해 본 연구는 세계보건기구(World Health Organization, WHO)에서 제시한 건강의 사회적 결정요인(Social Determinants of Health, SDH)개 념과 이를 구체화한 Healthy People 2030의 프레 임워크를 이론적 근거로 적용하고자 한다[17].
본 연구의 목적은 한국의 65세 이상 노인 집단 을 하나의 동질적 집단으로 간주하기보다는, 전기 노인(65~74세)과 후기노인(75세 이상)으로 구분하 여 경제활동과 우울 간의 관계를 비교·분석하는 것이다. 이를 위해 한국노동연구원의 제9차 고령화 연구패널조사(KLoSA) 데이터를 활용하여, 건강의 사회적 결정요인(Social Determinants of Health, SDH) 관점을 통합적으로 고려하여 분석을 수행하 고자 한다. 이러한 분석을 통해 노년기 정신건강의 사회적 결정요인을 규명하고, 연령대별 이질성을 반영한 정신질환 예방 및 정신건강 증진을 위한 기초자료를 제공하며, 향후 맞춤형 고용정책 및 정 책적 개입의 근거를 제시하고자 한다.
Ⅱ. 연구방법
1. 연구대상 및 자료 수집 방법
본 연구는 한국고용정보원에서 주관하는 고령화 연구 패널조사(Korean Longitudinal Study of Ageing, KLoSA)를 사용하였다. 고령화 연구 패널 조사는 우리나라 중·고령자를 대표할 수 있는 전 국 단위의 종단조사로, 만 45세 이상 국민을 대상 으로 사회경제적, 심리적, 인구학적 특성과 건강 상태 등을 종합적으로 조사하여 고령사회에 대응 할 수 있는 정책 수립의 기초자료로 제공하는 데 목적이 있다. 본 연구에서는 2022년에 실시된 제9 차 조사 자료를 사용하였으며, 원시자료에 포함된 6,057명 중 65세 미만 1,566명을 제외한 4,491명을 최종 연구 대상으로 선정하였다. 본 연구는 연세대 학교 기관생명윤리위원회의 승인을 받은 후 진행 하였다(IRB No.1041849-202507-SB-154-01).
2. 연구모형 및 변수
본 연구는 Healthy People 2030에서 제시한 건 강의 사회적 결정요인(Social Determinants of Helath)을 토대로, 자료의 특성과 연구자의 판단에 따라 재구성한 연구모형을 설정하였다<Figure 1>. 이러한 이론적 틀에 근거하여 본 연구에서는 우울 증상을 종속변수로 설정하고, 경제활동 여부를 주 요 독립변수로 하였으며, 인구학적 요인, 의료접근 성과 질 인, 교육 접근성과 질 요인, 이웃 및 지역 사회 요인, 사회 및 지역사회 요인을 통제변수로 포함하였다[17]. 각 변수는 다음과 같이 정의하고 측정하였다.
본 연구의 종속변수인 우울 정도는 한국판 CES-D10(Boston form) 척도를 사용하여 측정하였 다. CES-D10 척도(Boston form)는 만성질환자 및 노인을 대상으로 개발한 미국의 CES-D20을 축약 하여 구성된 도구로, 국내 상황에 맞게 사용하고 있는 한국판 CES-D10이다. 총 10문항으로 구성된 자가 보고 형 척도로, 각 문항은 0점(‘거의 없음’) 에서 3점(‘대부분 그랬다’)까지 4점 Likert 척도로 구성되며, 점수의 범위는 0-30점이며 값이 커질수 록 우울 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서는 선행연구에 근거하여 총점 10점을 절단점(cut-off point)으로 삼아 이보다 높을 시 ‘우울 있음’, 그렇 지 않은 경우 ‘우울 없음’으로 분류하였다[18].
주요 독립변수는 ‘경제활동 여부’로, “귀하께서 는 현재 수입이 있는 일을 하십니까?”라는 질문에 대한 응답을 기준으로 선행연구를 참고하여 구분 하였다[7][14][20]. ‘현재 일하고 있다’고 응답한 경우를 ‘경제활동 있음’, ‘일한 경험은 있으나 현재 는 하지 않음’ 또는 ‘평생 일한 적 없음’으로 응답 한 경우를 ‘경제활동 없음’으로 분류하였다..
인구학적 요인에는 성별, 연령군, 동거 자녀 유 무, 일상생활 수행능력(ADL), 도구적 일상생활수행 능력(IADL)을 포함하였다. 성별은 남성과 여성으 로 구분하였으며, 연령은 65세 이상 75세 미만을 ‘전기노인’, 75세 이상을 ‘후기노인’으로 구분하였 고, 동거 자녀 유무는 ‘있음’과 ‘없음’으로 이분화하 였다. ADL과 IADL 점수는 기능적 상태를 반영하 는 연속형 변수로 활용하였으며, 점수가 높을수록 기능제한이 있는 것이다.
의료접근성과 질 요인에는 만성질환개수, 의료 보장형태가 포함되었다. 만성질환 개수는 1개, 2개, 3개, 4개 이상으로 범주화하였다. 의료보장형태는 직장 건강보험 가입자, 직장 건강보험 피부양자, 지역 건강보험 세대주, 지역 건강보험 세대원을 포 함하는 ‘건강보험가입자’, 국가유공자, 인간문화재 및 저임금으로 생활유지능력이 없거나 생활이 어 려운 의료급여 세대주, 의료급여 세대원을 포함하 는 ‘의료급여수급자’로 분류하였다.
교육 접근성과 질 요인에는 교육수준을 포함하 였으며, 교육수준은 ‘초등학교 졸업 이하’, ‘중학교 졸업’, ‘고등학교 졸업’, ‘대학교 졸업 이상’으로 구 분하였다.
이웃 및 지역사회 요인에는 거주지역, 규칙적 운동 여부, 흡연 여부, 음주 여부, 주관적 건강상태 로 구성하였다. 거주지역은 ‘대도시 및 중소도시’와 ‘읍·면 지역’으로 이분화하였으며, 규칙적 운동 여 부는 주 1회 이상 실천 여부를 기준으로 ‘주 1회 이상’과 ‘주 1회 미만’으로 구분하였다. 흡연 여부 와 음주 여부는 각각 현재 흡연/비흡연, 음주/비 음주로 구분하였다. 주관적 건강상태는 “평소에 본 인의 건강은 어떻다고 생각하십니까?”라는 질문에 대해 ‘매우 좋음’, ‘좋음’, ‘보통’, ‘나쁨’, ‘매우 나쁨’ 으로 응답받았으며, 이를 ‘좋음’, ‘보통’, ‘나쁨’의 세 범주로 재분류하였다.
마지막으로 사회 및 지역사회 요인인 결혼상태 는 ‘기혼’과 ‘별거·이혼·사별·미혼’으로 재구성하였 다.
3. 분석 방법
본 연구에서는 연구대상자의 연령군에 따른 일 반적 특성을 파악하기 위하여, 범주형 변수는 카이 제곱 검정(Chi-square test), 연속형 변수는 독립표 본 t-검정을 실시하였다. 노인의 우울에 영향을 미 치는 요인을 확인하기 위해, 이분형 종속변수인 ‘우울 여부’를 기준으로 독립변수 및 통제변수를 포함한 다변량 로지스틱 회귀분석(Multiple logistic regression analysis) 을 수행하였다. 또한, 연령군에 따른 관련 요인의 차이를 규명하기 위하여 층화 분 석(Stratified analysis)을 실시하였다. 모든 통계분석 은 SAS ver.9.4 프로그램(SAS Institute Inc., USA) 을 이용하였으며, 회귀모형의 적합성은 Hosmer– Lemeshow 검정을 통해 확인하였다. 모든 검정에 서 통계적 유의수준은 p<0.05로 설정하였다.
Ⅲ. 연구결과
1. 연구대상자의 일반적 특성
본 연구의 대상자는 총 4,491명으로, 전기노인 (Young-old)은 2,074명(46.18%), 후기노인(Old-old) 은 2,417명(53.82%)이었다. 전체 대상자 중 우울을 경험한 비율은 4.28%였으며, 전기노인군은 3.04%, 후기노인군은 5.34%로 후기노인군에서 유의하게 높은 우울 비율을 보였다(χ²=14.42, p=0.0001). 경 제활동 상태는 전체의 23.5%가 경제활동을 하고 있었고, 전기노인군의 경제활동 참여율이 36.1%로 후기노인군의 12.6%보다 유의하게 높았다(χ ²=344.48, p<.0001). 성별은 남성이 41.7%, 여성이 58.3%였으며, 후기노인군에서 여성 비율이 더 높게 나타났다(χ²=6.86, p =0.0116). 동거 자녀 유무는 두 군 간 유의한 차이를 보이지 않았고(χ²=0.08, p=0.7733), 전기노인군과 후기노인군의 일상생활수 행능력(Activity of Daily Living, ADL)과 도구적 일상생활수행능력(Instrumental Activity of Daily Living, IADL)을 비교한 결과, 두 변수 모두에서 통계적으로 유의한 차이가 나타났다(p<.0001). 만 성질환 수는 전체 평균 2.6개였으며, 4개 이상의 만성질환을 가진 비율은 전기노인군 18.2%, 후기노 인군 37.5%로 후기노인군에서 유의하게 높았다(χ ²=308.37, p<.0001). 의료보장형태에서는 건강보험 가입자가 전체의 94.6%였으며, 의료급여 수급자는 후기노인군에서 더 높은 비율을 보였다(χ²=22.96, p<.0001). 교육수준은 초등학교 졸업 이하가 전체 의 45.8%였고, 후기노인군의 저학력 비율이 전기노 인군보다 유의하게 높았다(χ²=508.79, p<.0001). 거 주지역에서는 도시 거주자가 전체의 71.8%였으며, 전기노인군의 도시 거주율이 더 높았다(χ²=31.29, p<.0001). 규칙적 운동 실천율은 전체 45.8%였고, 전기노인군이 후기노인군보다 유의하게 높았다(χ ²=88.94, p<.0001). 흡연 및 음주 행태에서는 전기 노인군에서 현재 흡연자와 음주자 비율이 각각 7.6%, 19.4%로 후기노인군(2.7%, 8.3%)보다 유의하 게 높았다(흡연: χ²=43.61, p<.0001; 음주: χ ²=158.84, p<.0001). 주관적 건강상태 역시 전기노 인군이 후기노인군보다 ‘좋음’으로 인식하는 비율 이 높았다(χ²=13.12, p=0.0012). 마지막으로, 결혼상 태에서는 전기노인군의 기혼율이 81.7%, 후기노인 군은 56.4%로 전기노인군에서 높은 수준을 보였다 (χ²=328.77, p<.0001)<Table 1>.
<Table 1>
General characteristics of the study population (N=4,491)
Categorical variables are expressed as n(%); percentages are column percentages within each age group.
| Variable | Total (n=4,491) | Young-old (n=2,074) | Old-old (n=2,417) | χ2/t | p-value | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| n(%) | n(%) | n(%) | |||||
| Dependent variable | Depression | No | 4,299(95.72) | 2,011(96.96) | 2,288(94.66) | 14.42 | 0.0001 |
| Yes | 192(4.28) | 63(3.04) | 129(5.34) | ||||
| Independent variable | Economic activity participation | Yes | 1,053(23.45) | 749(36.12) | 304(12.57) | 344.48 | < .0001 |
| No | 3,438(76.55) | 1,325(63.88) | 2,113(87.43) | ||||
| Demographic | Gender | Male | 1,874(41.7) | 907(43.7) | 967(40.0) | 6.36 | 0.0116 |
| Female | 2,617(58.3) | 1,167(56.3) | 1,450(60.0) | ||||
| Living status | Alone | 3,584(79.8) | 1,659(80.0) | 1,925(79.6) | 0.083 | 0.7733 | |
| With family | 907(20.2) | 415(20.0) | 492(20.4) | ||||
| -11.85 | <.0001 | ||||||
| Activity of daily living(ADL) | 0.3±1.2 | 0.1±0.5 | 0.5±1.5 | ||||
| Instrumental ADL(IADL) | 0.9±2.3 | 0.3±1.2 | 1.5±2.9 | -18.50 | <.0001 | ||
| Health Care Access and Quality | Number of chronic diseases | 1 | 801(17.8) | 532(25.7) | 269(11.1) | 308.37 | <.0001 |
| 2 | 1,259(28.0) | 672(32.4) | 587(24.3) | ||||
| 3 | 1,146(25.5) | 492(23.7) | 654(27.1) | ||||
| ≥4 | 1,285(28.6) | 378(18.2) | 907(37.5) | ||||
| Medical coverage | General | 4,248(94.6) | 1,998(96.3) | 2,250(93.1) | 22.96 | <.0001 | |
| Medical care | 243(5.4) | 76(3.7) | 167(6.9) | ||||
| Education Access and Quality | Education status | ≤Elementary school | 2,055(45.8) | 577(27.8) | 1,478(61.2) | 508.79 | <.0001 |
| Middle school | 836(18.6) | 488(23.5) | 348(14.4) | ||||
| High school | 1,189(26.5) | 768(37.0) | 421(17.4) | ||||
| ≥College | 411(9.2) | 241(11.6) | 170(7.0) | ||||
| Neighborhood and Built Environment | Residential area | Urban | 3,224(71.8) | 1,573(75.8) | 1,651(68.3) | 31.30 | <.0001 |
| Rural | 1,267(28.2) | 501(24.1) | 766(31.7) | ||||
| Regular exercise | Yes | 2,055(45.8) | 1,106(53.3) | 949(39.3) | 88.94 | <.0001 | |
| No | 2,436(54.2) | 968(46.7) | 1,468(60.7) | ||||
| Smoking | Current smoker | 277(6.2) | 181(8.7) | 96(4.0) | 43.61 | <.0001 | |
| Others | 4,214(93.8) | 1,893(91.3) | 2,321(96.0) | ||||
| Drinking | Current drinker | 1,054(23.5) | 665(32.1) | 389(16.1) | 158.48 | <.0001 | |
| Others | 3,437(76.5) | 1,409(67.9) | 2,028(83.9) | ||||
| Subjective health status | Bad | 912(20.3) | 590(28.4) | 322(13.3) | 336.17 | <.0001 | |
| Moderate | 2,169(48.3) | 1,094(52.8) | 1,075(44.5) | ||||
| Good | 1,410(31.4) | 390(18.8) | 1,020(42.2) | ||||
| Social and Community Context | Marital status | Married | 3,059(68.1) | 1,695(81.7) | 1,364(56.4) | 328.77 | <.0001 |
| Others | 1,432(31.9) | 379(18.3) | 1,053(43.6) | ||||
2. 연령대에 따른 노인의 경제활동 상태와 우울 관련 요인
연령군에 따른 노인을 다변량 로지스틱 회귀분 석으로 분석한 결과, 전기노인군(Young-old)과 후 기노인군(Old-old) 간 우울 관련 요인에 일부 차이 가 있었다.
먼저, 주요 독립변수인 경제활동 상태는 두 연 령군 모두에서 우울과 통계적으로 유의한 관련성 을 보이지 않았다. 전기노인군에서 경제활동이 없는 노인의 우울 발생 가능성은 경제활동이 있는 노인에 비해 우울 발생 가능성이 높았으나 유의한 차이를 보이지 않았으며(OR=1.206, 95% CI=0.622 –2.336, p=0.580), 후기노인군에서도 비경제활동자 의 우울 발생 가능성이 높게 나타났으나 통계적으 로 유의하지 않았다(OR=2.354, 95% CI=0.837– 6.625, p=0.105).
만성질환 수는 두 연령군 모두에서 1개인 경우 에 비해 4개 이상인 경우 우울 발생 가능성이 유 의하게 높았다. 전기노인군에서는 만성질환이 4개 이상인 경우 우울 가능성이 유의하게 증가하였으 며(OR=4.350, 95% CI=1.578–11.995, p=0.005), 후 기노인군에서도 유사한 양상을 보였으며, 4개 이상 의 만성질환을 가진 노인은 1개 보유자에 비해 우 울 가능성이 유의하게 높았다(OR=2.837, 95% CI=1.106–7.277, p=0.026). 도구적 일상생활수행능 력(IADL)은 후기노인군에서만 유의한 관련성을 보 였으며, 수행능력이 낮을수록 우울 가능성이 높았 다(OR=1.124, 95% CI=1.041–1.215, p=0.003), 반 면, 전기노인군에서는 IADL이 통계적으로 유의하 지 않았다(p=0.551).
운동 여부는 전기노인군에서만 우울과 유의한 관련성을 보였으며, 운동을 하지 않는 경우 우울 가능성이 유의하게 높았다(OR=1.980, 95% CI=1.087–3.605, p=0.026). 반면, 후기노인군에서는 운동 여부와 우울 간의 통계적으로 유의한 관련성 은 확인되지 않았다(p=0.735). 흡연 상태는 연령군 에 따라 상이한 양상을 보였다. 전기노인군의 경우 현재 흡연자는 비흡연자에 비해 우울 가능성이 낮 은 경향을 보였으나, 그 차이는 통계적으로 유의하 지 않았다(p=0.169). 반면, 후기노인군에서는 현재 흡연자가 비흡연자에 비해 우울 가능성이 유의하게 낮았다(OR=0.328, 95% CI=0.150–0.719, p=0.005). 주관적 건강상태는 전기노인군과 후기노인군 모두 에서 우울과 유의한 관련성을 보였다. 주관적 건강 상태를 ‘나쁨’에 비해, ‘보통’ 또는 ‘좋음’으로 인식 한 노인들은 우울 가능성이 낮았으며, 이는 통계적 으로 유의하였다(전기노인군 보통 OR=0.158, 95% CI=0.058–0.433, p<.0001; 전기노인군 좋음 OR=0.257, 95% CI=0.135–0.489, p<.0001; 후기노인 군 보통 OR=0.328, 95% CI=0.138–0.763, p=0.012; 후기노인군 좋음 OR=0.311, 95% CI=0.185–0.525, p<.0001) <Table 2>.
<Table 2>
Association between economic activity participation and depression among older adults by age group
OR: Odds Ratio; CI: Confidence Interval; LL: Lower Limit; UL: Upper Limit
| Variable | Young-old | Old-old | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
||||||||||
| OR | 95% CI | p-value | OR | 95% CI | p-value | |||||
| LL | UL | LL | UL | |||||||
|
|
||||||||||
| Independent variable | Economic activity participation | Yes | Ref | |||||||
| No | 1.206 | 0.622 | 2.336 | 0.580 | 2.354 | 0.837 | 6.625 | 0.105 | ||
| Demographic | Gender | Male | Ref | |||||||
| Female | 1.545 | 0.779 | 3.066 | 0.213 | 1.155 | 0.691 | 1.931 | 0.582 | ||
| Living status | Alone | Ref | ||||||||
| With family | 0.491 | 0.223 | 1.083 | 0.078 | 0.862 | 0.545 | 1.365 | 0.526 | ||
| Activity of daily living(ADL) | 1.420 | 0.949 | 2.126 | 0.088 | 0.960 | 0.846 | 1.089 | 0.522 | ||
| Instrumental ADL(IADL) | 0.931 | 0.737 | 1.177 | 0.551 | 1.124 | 1.041 | 1.215 | 0.003 | ||
| Health Care Access and Quality | Number of chronic diseases | 1 | Ref | |||||||
| 2 | 1.667 | 0.569 | 4.888 | 0.352 | 1.245 | 0.446 | 3.472 | 0.676 | ||
| 3 | 1.764 | 0.593 | 5.245 | 0.307 | 1.481 | 0.550 | 3.984 | 0.437 | ||
| ≥4 | 4.350 | 1.578 | 11.995 | 0.005 | 2.837 | 1.106 | 7.277 | 0.030 | ||
| Medical coverage | General | Ref | ||||||||
| Medical care | 1.912 | 0.796 | 4.592 | 0.147 | 0.797 | 0.414 | 1.535 | 0.498 | ||
| Education and Access Quality | Education status | ≤Elementary school | Ref | |||||||
| Middle school | 0.480 | 0.228 | 1.010 | 0.053 | 1.065 | 0.601 | 1.887 | 0.829 | ||
| High school | 0.567 | 0.277 | 1.160 | 0.120 | 0.950 | 0.529 | 1.705 | 0.862 | ||
| ≥College | 0.914 | 0.287 | 2.912 | 0.879 | 0.464 | 0.136 | 1.577 | 0.219 | ||
| Neighborhood and Built Environment | Residential area | Urban | Ref | |||||||
| Rural | 1.034 | 0.558 | 1.916 | 0.915 | 0.649 | 0.415 | 1.015 | 0.058 | ||
| Regular exercise | Yes | Ref | ||||||||
| No | 1.980 | 1.087 | 3.605 | 0.026 | 1.081 | 0.687 | 1.701 | 0.735 | ||
| Smoking | Current smoker | Ref | ||||||||
| Others | 0.512 | 0.199 | 1.320 | 0.166 | 0.328 | 0.150 | 0.719 | 0.005 | ||
| Drinking | Current drinker | Ref | ||||||||
| Others | 1.197 | 0.574 | 2.497 | 0.632 | 0.909 | 0.474 | 1.743 | 0.775 | ||
| Subjective health status | Bad | Ref | ||||||||
| Moderate | 0.158 | 0.058 | 0.433 | 0.000 | 0.328 | 0.138 | 0.782 | 0.012 | ||
| Good | 0.257 | 0.135 | 0.489 | <.0001 | 0.311 | 0.185 | 0.525 | <.0001 | ||
| Social and Co m mu n i t y Context | Marital status | Married | Ref | |||||||
| Others | 1.060 | 0.556 | 2.021 | 0.859 | 1.422 | 0.913 | 2.217 | 0.120 | ||
Ⅳ. 고찰
본 연구는 노인의 경제활동 여부와 우울 간의 관계를 연령군에 따라 74세 이하의 전기노인과 75 세 이상의 후기노인으로 구분하여 분석하였다. 분 석 결과, 전기노인과 후기노인 모두에서 경제활동 여부 자체는 우울과 통계적으로 유의한 관련성을 보이지 않았다. 다만, 노년층에서의 10년 차이는 단순한 연령 구분이 아니라, 생리적 기능 저하, 사 회적 관계망 축소, 경제활동 기회 감소 등 노화의 질적 전환이 집중적으로 나타나는 시기적 구간을 의미한다[9][11][12]. 이는 경제활동의 참여 유무보 다는, 근로 시간, 활동 유형, 거주 지역 등 사회적· 환경적 요인이 우울에 더 큰 영향을 줄 수 있음을 시사한다. 선행연구에서도 고령층의 고용상태와 우 울 수준 간의 관계가 근로형태나 근무시간, 거주 환경 등 다양한 요인에 의해 달라질 수 있다고 보 고하였다[20][21]. 이에, 노년기의 정신건강을 이해 하기 위해서는 경제활동의 유무에 국한하지 않고, 노인이 처한 사회적 환경 생활 조건 등 다층적인 요인을 함께 고려하는 접근이 필요하다. 이러한 결 과는 건강상태, 신체기능, 생활습관, 사회적 관계 등 복합적인 사회적 결정요인(SDH)의 영향을 함께 받는다는 점을 보여준다. 이에 본 고찰에서는 경제 활동을 중심으로 주요 건강 및 사회적 요인을 함 께 논의하고자 한다.
다음으로, 전기노인과 후기노인 모두에서 만성 질환 수가 많을수록 우울 가능성이 유의하게 증가 하는 경향이 나타났다. 이는 노년기 정신건강의 핵 심 지표인 우울과 만성질환 간의 밀접한 관련성을 뒷받침하는 결과로, 기존 연구에서도 일관되게 보 고되고 있다[13][21]. 이는 만성질환이 단순한 신체 적 문제를 넘어, 심리사회적 요인과 복합적으로 작 용하여 우울에 영향을 미친다는 점을 시사한다. 또 한, 만성질환으로 인한 신체 기능 저하와 독립성 상실은 사회적 고립을 심화시켜 노인의 정서적 안 정성을 위협하고 우울 증상을 악화시키는 주요 요 인으로 작용할 수 있다.
도구적 일상생활수행능력(IADL)은 후기노인군 에서만 유의한 관련성을 보였다. 이는 후기노인이 전기노인보다 IADL 제한을 경험하는 비율이 높기 때문으로, 신체 기능 저하가 일상생활의 어려움을 초래하고, 사회활동 참여를 제약함으로써 노년기 우울 가능성을 높일 수 있음을 의미한다[23]. 선행 연구에 따르면, 전기노인의 약 95%가 IADL에 제 한이 없다고 응답한 반면, 후기노인은 약 66%만이 제한이 없었다고 응답하였다[24]. 이처럼 연령이 증가함에 따라 일상생활 수행능력이 저하되고, 이 러한 신체기능 상실이 우울에 부정적인 영향을 미 칠 수 있음을 확인할 수 있다.
규칙적인 운동 여부와 우울과의 관계에서는 전 기노인에서만 유의하게 나타났으며, 주 1회 이상 운동을 하지 않는 경우 우울 가능성이 유의미하게 증가하는 것으로 확인되었다. Kim & Cho.[25]는 주 1회 이상 규칙적으로 운동하지 않는 경우, 우울 증상의 빈도가 유의하게 높았다고 보고한 바 있다. 한편, 본 연구에서는 후기노인군에서 규칙적인 운 동 여부와 우울 간 유의한 관련성이 나타나지 않 았다. 이러한 결과는 신체기능 저하로 인해 후기 노인에게서 운동 효과가 제한될 수 있기 때문으로 해석된다. Choi et al.[26]의 연구에 따르면, 악력이 규칙적인 운동과 우울 간의 관계에서 조절 변수로 작용고 보고하였으며, Lee.[10]의 연구에서는 후기 노인의 신체기능 저하로 인해 운동 효과가 제한적 일 수 있다고 하였다. 이에, 후기노인의 경우 운동 여부와 우울 간의 관련성이 상대적으로 낮게 나타 났을 가능성이 있다.
흡연은 일반적으로 노년기 건강을 해치는 대표 적인 위험행위로써, 뇌혈관 질환 및 치매 등의 발 병 위험을 증가시키며, 이는 우울의 발생과도 밀접 하게 연관된 것으로 알려져 있다[27]. 그러나 본 연구의 후기노인군에서 현재 흡연자의 우울 가능 성이 비흡연자보다 유의하게 낮게 나타났다. 이러 한 결과는 흡연 상태는 연령군에 따라 상이한 양 상을 보였다. 전기노인군에서는 현재 흡연자가 비 흡연자보다 우울 가능성이 낮은 경향을 보였으나 통계적으로 유의하지 않았고, 후기노인군에서는 현 재 흡연자의 우울 가능성이 비흡연자보다 유의하 게 낮게 나타났다.
이러한 결과는 흡연이 우울을 감소시킨다기보 다, 흡연을 지속할 수 있을 만큼 건강상태가 양호 한 노인들이 상대적으로 낮은 우울 수준을 보였기 때문으로 해석된다. 즉, 흡연을 유지할 수 있는 후 기노인은 이미 신체적·정신적 기능이 상대적으로 양호한 ‘건강생존자(Healthy survivor)’일 가능성이 높다. 선행연구에서도 노년기 흡연 지속은 건강상 태 유지와 밀접하게 연관되어 있으며, 흡연자가 비 흡연자보다 자기평가 건강이 더 높게 보고되는 현 상이 보고된 바 있다[27]. 또한, WHO의 사회적 건 강결정요인(SDH) 모형에서 제시하는 바와 같이, 흡연이 단순한 개인적 선택이 아니라 사회적 관계, 경제적 지위, 건강상태 등 다양한 요인이 결합된 복합적 행태임을 의미한다[16].
전기노인과 후기노인 모두에서 주관적 건강상태 가 좋을수록 우울 가능성이 유의하게 낮아지는 경 향을 보였다. 선행연구에서도 유사한 결과가 보고 되었는데, Park[28]의 연구에서 주관적 건강상태가 좋지 않은 노인일수록 우울 증상이 유의하게 높게 나타났다. 또한 노년기를 전기노인과 후기노인으로 구분하여 살펴본 연구에서도 자신의 건강상태를 ' 나쁘다'고 인식할수록 우울 수준이 더 높은 것으로 나타났다[11]. 이처럼 건강상태에 대한 주관적 평 가는 연령과 상관없이 노인의 우울 수준에 영향을 미치는 핵심적인 심리사회적 요인으로, 심리적 안 녕과 정서적 안정 유지에 중대한 역할을 한다.
본 연구는 다음과 같은 몇 가지 제한점을 가진 다. 첫째, 2022년 횡단면 자료를 기반으로 연구를 수행하였기 때문에, 변수 간 인과관계나 노인의 우 울 변화에 대한 시간적 선후관계를 명확히 파악하 는 데 한계가 있다. 특히, 고령화가 가속화되고 있 는 한국 사회에서는 노인의 생활방식, 인식, 가치 관 등이 세대별·시기별로 다양하게 변화할 수 있 기 때문에[29], 이러한 변화 양상을 반영한 분석이 필요하다. 따라서 후속 연구에서는 다년도에 걸친 종단자료를 활용하여 노인 우울의 경향성과 장기 적 영향 요인을 보다 체계적으로 분석할 필요가 있다. 둘째, 본 연구에서는노인의 사회적 지지를 변수로 포함하지 못하였다. 이웃 관계, 공동체 참 여 등과 같은 비공식적 사회자본은 노인의 정신건 강에 중요한 영향을 미칠 수 있으므로, 후속 연구 에서는 이를 고려한 분석이 요구된다.
Ⅴ. 결론
본 연구는 몇 가지 의의를 가진다. 첫째, 노년기 를 하나의 동질적 집단으로 간주하기보다는 연령 에 따라 전기노인과 후기노인으로 세분화하여 분 석함으로써, 인구 고령화에 따른 세대 내 이질성을 반영하려는 시도를 하였다. 이는 평균수명의 연장 과 함께다양한 사회적·심리적 특성이 뚜렷하게 나 타나는 현실을 고려한 접근으로, 기존의 노인에 대 한 일괄 기준(예를 들어, 60세 또는 65세 이상)의 한계를 보완하였다. 둘째, 전기노인과 후기노인 간 우울의 결정 요인이 상이하게 나타났다는 점은, 향 후 정신건강 정책 및 중재 프로그램 개발 시 연령 별 맞춤형 접근의 필요성을 시사한다. 특히, 단일 한 기준에 따른 획일적 개입보다는 개인의 연령, 삶의 경험, 사회적 관계망 등을 복합적 요인을 반 영한 다층적 개입 전략이 요구된다. 셋째, 전국 단 위 표본으로 설계된 고령화연구패널조사 데이터를 활용함으로써 연구결과의 일반화 가능성을 높였으 며, 이는 향후 유사 주제의 정책연구 및 실증분석 에 있어 유용한 기초자료로 활용될 수 있다.
이러한 결과를 바탕으로 다음과 같은 정책적 시 사점을 도출할 수 있다. 첫째, 노년기의 정신건강 을 고려한 경제활동 정책은 단순한 참여 여부를 넘어, 경제활동의 유형, 참여 목적, 근로 시간 및 작업 강도 등 맥락적 요인을 반영한 연령대별 맞 춤형 정책 설계가 필요하다. 예를 들어, 전기노인 에게는 경력·기술을 활용한 고령친화 시간제 근로 제나 직무 재설계를 통한 부담 완화영 근로환경 조성이 효과적일 수 있으며, 후기노인에게는 지역 사회 봉사, 경로당 중심 활동과 같은 소득보전형 사회참여 활동에 인세티브를 제공하는 방식이 현 실적인 대안이 될 수 있다. 둘째, 전기노인과 후기 노인 각각의 특성을 고려한 지역사회 기반 맞춤형 정신건강 중재 프로그램이 요구된다. 특히 전기노 인에게는 경제활동 지속과 연계한 스트레스 관리 교육, 집단 상담, 근로환경 기반의 정신건강 코칭 등이 적절하며, 후기노인에게는 만성질환 관리, 우 울 예방, 방문형 운동·재활 코칭을 통합한 연계형 서비스 모델이 보다 효과적일 수 있다. 셋째, 주관 적 건강 인식은 두 연령군 모두에서 우울에 일관 된 영향을 미치므로, 건강 인식을 향상시키는 교육 및 서비스 제공이 요구된다. 이를 위하여 개인별 건강정보 제공, 건강문해력 교육, 가정방문 기반의 맞춤형 운동·재활 프로그램, 신체기능 유지 프로그 램 등이 정신건강 서비스와 통합 제공되어야 한다. 이러한 전략은 지역사회 통합돌봄(커뮤니티케어) 정책과 연계하여 현실적인 적용이 가능하다.
