Ⅰ. 서론

한국은 2025년 65세 이상 고령인구 비율이 전체 인구의 20%를 초과하여 초고령사회에 진입하였으 며, 고령화의 가속은 노인의 정신건강 문제를 주요 사회적 의제로 부각시키고 있다. 2023년 노인실태 조사[1]에 따르면 전체 노인의 11.3%가 우울 증상 을 보유하고 있으며, 삶의 만족도 또한 경제상태· 건강상태·사회활동 등 다차원적 요인에 따라 집단 간 편차가 큰 것으로 보고되었다[1]. 노인 우울은 단순한 정서적 문제를 넘어 신체 건강과 생존에 직접적인 영향을 미치는 것으로 확인되고 있다. Kim & Son[2]은 국내 51개 노인 우울 연구를 메 타분석하여 자아존중감, 삶의 만족도, 인지된 신체 건강 등이 우울과 높은 상관관계를 보인다고 보고 하였고, Wei et al.[3]은 61개 전향적 코호트 연구 의 메타분석을 통해 노년기 우울이 전체 사망률 위험비 1.34배, 심혈관 사망률 위험비 1.31배를 증 가시킨다는 사실을 확인하였다. 또한, Kim 등[4]의 연구에서는 경제적 빈곤과 우울이 상호 강화되어 노인의 건강과 복지를 복합적으로 악화시키는 것 으로 나타났다.

한편, 노인의 삶의 만족도 역시 건강과 복지에 중요한 영향을 미치는 변수로 주목받고 있다. VanderWeele et al.[5]은 미국 50세 이상 성인 12,998명을 대상으로 한 종단연구에서 삶의 만족도 가 높을수록 신체활동 증가, 수면 개선, 우울 감소, 뇌졸중 위험 감소 등 35개 건강 지표가 유의하게 개 선되었음을 보고하였다. 이러한 연구 결과는 노인의 우울과 삶의 만족도가 개인의 정신건강뿐만 아니라 신체 건강, 질병 관리, 사회적 참여, 복지 수준 전반 에 걸쳐 핵심적 역할을 수행한다는 것을 보여준다.

노인의 우울과 삶의 만족도에 영향을 미치는 요 인으로는 인구사회학적 특성, 건강상태, 사회적 관 계, 경제적 수준 등 다양한 요인이 보고되어 왔다. Park[6]은 고령화연구패널 자료를 분석하여 주관적 건강상태, 결혼 상태, 사회적 관계망이 노인 우울 의 주요 예측요인이라고 보고하였다. 또한 Lee et al.[7]에서 우울은 여가활동과 통계학적으로 유의미 한 음의 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 이처럼 선행연구를 종합하면, 여가문화활동은 노인의 우울 과 삶의 만족도에 영향을 미치는 주요 요인 중 하 나로 일관되게 확인되고 있다.

노인의 여가문화활동은 그 성격에 따라 소비적 여가활동과 생산적 여가활동으로 구분할 수 있다. Hwang[8]은 국민노후보장패널을 활용하여 노인의 여가활동을 여가활동부족형, 정적놀이형, 운동참여 형, 자연친화형, 친목교류형의 5가지로 유형화하였 으며, 전체 노인의 약 72%가 여가활동부족형에 해 당한다고 보고하였다. Han & Jeong[9]은 2020년과 2023년 노인실태조사 자료를 활용하여 노인의 여 가활동을 소비적 여가(TV 시청, 라디오 청취, 휴식 등)와 생산적 여가(스포츠, 봉사활동, 여행 등)로 구분하여 분석하였으며, 생산적 여가활동 참여가 인지기능과 유의한 관련이 있다고 보고하였다.

국외 연구에서도 여가활동 유형에 따른 차별적 효과가 일관되게 보고되고 있다. Chang et al.[10] 은 미국 60~95세 노인을 분석하여 능동적 여가(클 럽활동, 자원봉사, 여행 등)만이 삶의 만족도의 유 의한 예측요인인 반면, 수동적 여가(TV 시청, 전화 통화, 독서)는 삶의 만족도와 유의한 관계가 없음 을 확인하였다. Bone et al.[11]은 미국 건강퇴직연 구(HRS)의 19,134명을 종단적으로 분석하여 스포 츠·사교·클럽 참여가 우울 감소와 가장 강한 연관 을 보이는 반면, 읽기·쓰기와 같은 수동적 활동은 일관된 효과를 보이지 않는다고 보고하였다. Adams et al.[12]은 42개 연구를 체계적으로 고찰 하여 생산적 활동과 소비적 활동이 노인의 안녕감 에 기여하는 경로가 상이하며, 여가활동은 삶의 만 족도보다 우울 증상과 더 강한 연관을 보인다고 종합하였다.

이상의 국내외 연구들은 노인의 여가문화활동이 단순한 시간 소비가 아니라 건강상태, 질병 관리, 정신건강, 복지 생활 전반에 걸쳐 차별적 영향을 미치며, 특히 생산적 여가활동이 소비적 여가활동 에 비해 더 긍정적인 건강 효과를 지니고 있음을 시사한다.

그러나 노인의 여가문화활동 유형에 따른 우울 과 삶의 만족도의 차별적 효과를 분석한 국내 연 구는 매우 제한적이다. 기존 연구들은 대부분 여가 활동의 참여 여부 또는 만족도 수준만을 독립변수 로 설정하였을 뿐, 소비적 여가활동과 생산적 여가 활동의 효과를 동시에 비교·분석한 연구는 드물다. 또한, 다수의 선행연구가 특정 지역의 노인복지관 이용자나 소규모 표본에 의존하고 있어 전국적 일 반화에 한계가 있다. Adams et al.[12]의 체계적 리뷰에서도 생산적·소비적 활동의 안녕감 기여 경 로 차이에 대한 실증적 연구가 부족하다는 점이 한계로 지적된 바 있다. 따라서 전국 단위 대규모 데이터를 활용하여 여가활동 유형별 정신건강 효 과를 검증할 필요가 있으며, 나아가 경제적·신체적 취약집단에서 여가활동의 효과가 어떻게 달라지는 지를 규명하는 소집단분석의 필요성이 제기된다.

이에 본 연구는 2023년 노인실태조사 원시자료 를 활용하여 전국 만 65세 이상 노인 9,955명을 대 상으로 여가활동 종류(소비적 여가활동, 생산적 여 가활동, 여가활동 하지 않음)가 삶의 만족도와 우 울에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 구체적인 연 구 목적은 다음과 같다. 첫째, 노인의 여가활동 종 류별 참여 현황과 인구사회학적, 건강행태, 노인 특성의 분포를 파악한다. 둘째, 노인의 여가활동 종류가 삶의 만족도와 우울에 미치는 영향을 다중 회귀분석을 통해 검증한다. 셋째, 소집단분석을 실 시하기 위해 기준변수로 국민기초생활보장 수급 여부와 FRAIL을 설정했다. 먼저, 경제적 취약성과 관련하여 Hwang[8]은 저소득 노인이 여가활동부 족형에 편중됨을 보고하였고, Park[13]은 사회활동 참여가 우울에 미치는 영향이 빈곤 여부에 따라 구조적으로 상이함을 확인하였다. 이러한 결과는 경제적 취약계층인 기초생활보장 수급자에서 여가 활동의 효과가 비수급자와 차별적으로 나타날 수 있음을 시사한다. 다음으로, 신체적 취약성과 관련 하여 Weng et al.[14]의 메타분석에서 신체활동의 우울 감소 효과가 노쇠(frail) 노인에서만 유의하고 전노쇠(pre-frail) 노인에서는 유의하지 않은 것으로 나타나 노쇠 수준에 따라 활동의 정신건강 효과가 질적으로 상이함이 확인되었다. Simone & Haas[15] 또한 높은 노쇠 수준과 낮은 사회적 여가 참여의 결합이 주관적 안녕감을 가장 크게 저하시 킨다고 보고하여 노쇠 수준을 소집단 기준으로 설 정하는 학술적 근거를 뒷받침한다. 이를 근거로 국 민기초생활보장 수급 여부와 FRAIL(노쇠 수준)을 기준으로 소집단분석을 통해 다차원적 취약집단에 서의 여가활동 종류별 효과 차이를 확인한다. 넷째, 분석결과를 통해 노인의 여가문화활동 지원 정책에 서 소비적 여가에서 생산적 여가로의 전환을 촉진 하는 프로그램 설계, 기초생활보장 수급 노인과 노 쇠 노인을 위한 맞춤형 여가활동 중재 전략 마련에 기초자료를 제공할 것으로 기대한다.

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 노인의 여가활동 종류에 따른 삶의 만족도와 우울에 미치는 영향을 분석하기 위하여 한국보건사회연구원에서 실시한 2023년도 노인실 태조사 원시자료를 활용하였다.

본 연구는 2023년 노인실태조사의 총 응답자 10,078명 중 본인이 직접 응답하지 않은 대리응답 자 123명을 제외한 9,955명을 최종 분석대상으로 선정하였다. 대리응답자를 제외한 이유는 삶의 만 족도와 우울 등 주관적 인식 변수에 대한 응답의 타당성을 확보하기 위함이다.

2. 연구도구

1) 독립변수

본 연구의 독립변수는 노인의 여가활동 종류이 다. 여가활동 종류의 분류는 Han과& Jeong[9]의 연구를 참고하여 소비적 여가활동, 생산적 여가활 동, 여가활동 하지 않음의 3가지로 구분하였다. 소 비적 여가활동은 수동적이고 시간 소비적인 활동으 로 정의하고, 생산적 여가활동은 목표 지향적이며 적극적인 참여가 요구되는 활동으로 정의하였다[9].

여가활동 종류의 측정은 2023년 노인실태조사 조사표의 '(TV 시청이나 라디오 청취를 제외하고) 주로 하는 여가활동을 2순위까지 응답해 주십시오' 문항에서 1순위로 응답한 자료를 활용하였다. 구체 적인 분류 기준은 다음과 같다.

소비적 여가활동은 수동적이고 시간 소비적인 활동이라는 정의에 근거하여 문화예술관람활동(영 화보기, 기타), 스포츠관람활동(스포츠경기/온라인 게임경기 직접·간접관람), 취미오락활동 중 수동적 활동(화투·고스톱, 낚시, 바둑, 장기, 체스, 윷놀이), 휴식활동(산책, 음악감상/찬송가·찬불가 듣기, 기 타)을 포함하였다.

생산적 여가활동은 목표 지향적이며 적극적인 참여가 요구되는 활동이라는 정의에 근거하여 문 화예술참여활동(악기연주/노래교실, 미술활동, 춤/ 무용, 기타), 스포츠참여활동(농구, 배구, 야구, 축 구 등), 관광활동(자동차 드라이브, 오토바이 드라 이브, 기타), 취미오락활동 중 능동적 활동(등산, 화초가꾸기, 독서, 만화책/성경/불경 보기, 교양강 좌, 노인교실, 복지관 등의 프로그램 수강, 어학·기 술·자격증 취득 공부·학원 등 이용, 기타), 사회 및 기타 활동(종교활동, 그 외 사회활동, 위에서 분류 되지 않은 기타 여가활동)을 포함하였다.

여가활동 하지 않음은 조사표에서 여가활동 비 해당으로 처리된 응답을 포함하였다.

2) 종속변수

(1) 삶의 만족도

삶의 만족도는 2023년 노인실태조사 조사표의 삶의 만족도 문항을 활용하여 측정하였다. 해당 문 항은 자신의 건강상태, 자신의 경제상태, 배우자와의 관계, 자녀와의 관계, 사회·여가·문화활동, 친구 및 지역사회관계, 삶 전반의 7개 하위 영역으로 구성되 어 있으며, 각 영역은 5점 Likert 척도(1=매우 만족 함, 2=만족하는 편임, 3=그저 그렇다, 4=만족하지 않는 편임, 5=전혀 만족하지 않음)로 측정되었다.

본 연구에서는 값이 높을수록 삶의 만족도가 높 은 것을 의미하도록 1=전혀 만족하지 않음, 2=만족 하지 않는 편임, 3=그저 그렇다, 4=만족하는 편임, 5=매우 만족함으로 역코딩하였다. 배우자와의 관계 는 배우자가 없는 경우, 자녀와의 관계는 자녀가 없는 경우 각각 '비해당(9)'으로 처리되어 있었으므 로, 본 연구에서는 이를 0점으로 재코딩하여 분석 에 포함하였다. 이후 7개 문항의 점수를 합산하여 삶의 만족도 총점(0~35점)을 산출하였으며, 합산된 점수가 높을수록 삶의 만족도가 높음을 의미한다.

(2) 우울

우울은 한국형 단축형 노인우울척도(Short form of Geriatric Depression Scale, SGDS-15)를 활용하 여 측정하였다. SGDS-15는 Yesavage & Sheikh[16] 가 개발한 노인우울척도(GDS)의 단축형으로, 총 15개 문항으로 구성되어 있다. 2023년 노인실태조 사에서는 각 문항에 대해 '예=1', '아니오=0'으로 응답하도록 구성되어 있다.

본 연구에서는 부정적 질문 10문항(예: '지금의 생활에 대체적으로 불만족스럽습니까?')의 경우 예 =1, 아니오=0으로 코딩하였고, 긍정적 질문 5문항 (예: '지금의 생활이 즐겁습니까?')의 경우 아니오=1, 예=0으로 역코딩하였다. 이후 15개 문항의 점수를 합산하여 우울 총점(0~15점)을 산출하였으며, 합산 된 점수가 높을수록 우울 수준이 높음을 의미한다.

3) 통제변수

본 연구에서는 노인의 삶의 만족도와 우울에 영 향을 미칠 수 있는 혼란변수를 통제하기 위하여 선행연구를 바탕으로 인구사회학적 특성, 건강행태 특성, 노인 특성을 통제변수로 설정하였다.

(1) 인구사회학적 특성

인구사회학적 특성으로 성별, 연령, 교육수준, 연가구소득, 배우자 유무, 가구형태, 지역, 국민기 초생활보장 수급 여부를 포함하였다. 성별은 남성 과 여성으로 구분하였다. 연령은 노인실태조사[1] 에서 통용되는 구분 기준에 따라 전기 노인(65~74 세), 후기 노인(75~84세), 초고령 노인(85세 이상)으 로 분류하였다. 교육수준은 초등학교 졸업 이하, 중학교 졸업, 고등학교 졸업, 대학교 졸업 이상으 로 구분하였다. 연가구소득은 조사표에서 제공하는 소득 5분위 자료를 활용하여 상(4~5분위), 중(3분 위), 하(1~2분위)로 재분류하였다. 배우자 유무는 유배우자와 무배우자(사별, 이혼, 별거, 미혼 포함) 로 구분하였다. 가구형태는 독거와 비독거로 분류 하였다. 지역은 동부와 읍·면부로 구분하였다. 국 민기초생활보장 수급 여부는 수급자와 비수급자로 구분하였다.

(2) 건강행태 특성

건강행태 특성으로 흡연 여부, 음주 여부, 주관 적 건강상태, 평소 운동 여부, 우울증 진단 여부, 만성질환 개수를 포함하였다. 흡연 여부는 현재 흡 연 중인 유흡연자와 비흡연자(과거 흡연 포함)로 구분하였다. 음주 여부는 지난 1년간 음주 경험이 있는 유음주자와 무음주자로 구분하였다.

주관적 건강상태는 '귀하께서는 평소에 건강이 어떠하다고 생각하십니까?' 문항을 활용하여 측정 하였으며, '매우 건강하다'와 '건강한 편이다'를 '건 강하다'로, '보통이다'를 '보통이다'로, '건강하지 않 은 편이다'와 '매우 건강하지 않다'를 '건강하지 않 다'로 재분류하였다. 평소 운동 여부는 규칙적으로 운동을 하는 경우와 운동을 하지 않는 경우로 구 분하였다. 우울증 진단 여부는 의사에게 우울증을 진단받은 경험이 있는 경우와 없는 경우로 구분하 였다. 만성질환 개수는 의사 진단 만성질환의 수를 기준으로 0개, 1개, 2개 이상으로 분류하였다.

(3) 노인 특성

노인 특성으로 노쇠(FRAIL), 일상생활수행능력 (ADL), 인지기능(MMSE)을 포함하였다. FRAIL은 K-FRAIL 척도를 활용하여 측정하였다. K-FRAIL 척도는 피로(Fatigue), 저항(Resistance), 보행 (Ambulation), 질병(Illness), 체중감소(Loss of weight)의 5개 항목으로 구성되며, 각 항목의 측정 및 코딩 방법은 다음과 같다. Morley et al.[17]은 CES-D의 피로 문항에 근거하여, '대부분의 시간 (most of the time)' 및 '항상(all of the time)'에 해당하는 응답은 피로 양성(1점)으로 분류하고, '종 종 그렇다'는 영어 원문의 'some of the time'에 해당하여 피로 부재(0점)로 분류하였다. 이를 근 거로 첫째, 피로(Fatigue)는 '지난 한 달 동안 피곤 하다고 느낀 적이 있습니까?' 문항에서 '항상 그렇 다'와 '거의 대부분 그렇다'를 1점, '종종 그렇다', ' 가끔씩 그렇다', '전혀 그렇지 않다'를 0점으로 재 코딩하였다. 둘째, 저항(Resistance)은 '도움 없이 혼자서 쉬지 않고 10개의 계단을 오르는 데 힘이 듭니까?' 문항에서 '예'를 1점, '아니요'를 0점으로 코딩하였다. 셋째, 보행(Ambulation)은 '도움 없이 300미터를 혼자서 이동하는 데 힘이 듭니까?' 문항 에서 '예'를 1점, '아니요'를 0점으로 코딩하였다. 넷 째, 질병(Illness)은 '의사에게 다음의 11개 질병이 있 다고 들은 적이 있습니까?(고혈압, 당뇨, 암, 만성 폐 질환, 심근경색, 심부전, 협심증, 천식, 관절염, 뇌경 색, 신장질환)' 문항에서 Morley et al.[17]의 FRAIL 척도 채점 기준에 따라 다중이환(multi-morbidity)의 임계점인 5개 이상의 만성질환 보유 여부를 기준으 로 코딩하였으며, 해당 질병 수가 0~4개인 경우 0점 (다중이환 해당 없음), 5~11개인 경우 1점(다중이환 해당)으로 재코딩하였다. 다섯째, 체중감소(Loss of weight)는 '현재와 1년 전의 체중은 몇 kg이었습니 까?' 문항을 활용하여 1년간 체중이 5% 이상 감소 한 경우 1점, 5% 미만 감소한 경우 0점으로 재코딩 하였다. 이상의 5개 항목 점수를 합산(0~5점)하여 0 점은 정상(Robust), 1~2점은 전노쇠(Pre-frail), 3점 이상은 노쇠(Frail)로 분류하였다.

ADL(Activities of Daily Living, 일상생활수행 능력)은 '귀하께서는 다음과 같은 동작을 수행하는 데 다른 사람의 도움이 어느 정도 필요하십니까?' 문항을 활용하여 측정하였다. ADL은 옷 입기, 세 수·양치질·머리감기, 목욕 또는 샤워하기, 차려놓은 음식 먹기, 누웠다가 일어나 방 밖으로 나가기, 화 장실 출입과 대소변 후 닦고 옷 입기, 대소변 조절 하기의 7개 항목으로 구성되어 있다. 각 항목의 응 답은 '완전 자립'=3점, '부분 도움'=2점, '완전 도움 '=1점으로 코딩하여 합산하였다(7~21점). Won et al.[18]의 근거하여 21점(완전 자립)은 정상범위군, 20점 이하는 기능장애군으로 이분화하였다.

MMSE(Mini-Mental State Examination, 간이정 신상태검사)는 K-MMSE-2를 활용하여 측정하였다. K-MMSE-2는 기억등록, 시간 지남력, 기억 회상, 언어, 주의 집중 및 계산, 장소 지남력, 그리기의 7 개 하위 영역으로 구성되어 있으며, 총 30점 만점 이다. 본 연구에서는 Kang et al.[19]의 K-MMSE 표준화 연구에서 제시된 절단점에 따라 24점 이상 을 확정적 정상, 20~23점을 치매 의심, 19점 이하 를 확정적 치매로 분류하였다.

3. 분석방법

본 연구의 자료 분석은 SPSS 23.0 프로그램을 활용하여 다음과 같은 단계로 수행하였다. 첫째, 연구대상자의 일반적 특성을 파악하기 위해 빈도 분석을 실시하였다. 독립변수인 여가활동 종류와 통제변수인 인구사회학적 특성, 건강행태 특성, 노 인 특성에 대해 빈도와 백분율을 산출하였으며, 종 속변수인 삶의 만족도와 우울은 연속변수로서 평 균과 표준편차를 산출하였다<Table 1>.

둘째, 노인의 여가활동 종류가 삶의 만족도와 우울에 미치는 영향을 검증하기 위하여 다중회귀 분석(Multiple Linear Regression Analysis)을 실시 하였다. 종속변수는 삶의 만족도와 우울을 각각 설 정하였고, 독립변수는 여가활동 종류(기준: 여가활 동 하지 않음)를, 통제변수는 인구사회학적 특성, 건강행태 특성, 노인 특성을 투입하였다. 독립변수 와 통제변수 간의 다중공선성 여부를 파악하기 위 하여 분산팽창지수(VIF, Variance Inflation Factor) 를 산출하였으며, 모든 변수의 VIF가 10 미만으로 나타나 다중공선성 문제는 없는 것으로 판단하였 다. 회귀모형의 설명력은 수정된 결정계수 (Adjusted R²)를 통해 확인하였다<Table 2-1>, <Table 2-2>.

셋째, 다차원적 취약집단에 따른 여가활동 종류 의 차별적 효과를 확인하기 위하여 소집단분석 (Subgroup Analysis)을 실시하였다. 소집단분석의 기준변수로 국민기초생활보장 수급 여부와 FRAIL (노쇠 수준)을 설정하였다. 국민기초생활보장 수급 여부를 소집단분석 기준으로 설정한 근거는 다음 과 같다. Hwang[8]의 연구에 따르면 저소득 노인 은 소비적·수동적 여가활동에 편중되어 여가활동 유형의 분포가 비수급 노인과 구조적으로 상이하 며, 빈곤 여부에 따라 사회활동이 우울에 미치는 영향의 방향과 크기가 집단 간 유의한 차이를 보 이는 것으로 보고되었다[13]. FRAIL(노쇠 수준)을 소집단분석 기준으로 설정한 근거는 다음과 같다. Weng et al.[14]의 체계적 문헌고찰 및 메타분석에 서 신체활동의 우울 감소 효과는 노쇠(frail) 노인 에서만 통계적으로 유의하였고 전노쇠(pre-frail) 노 인에서는 유의하지 않아, 노쇠 수준에 따라 활동의 정신건강 효과가 질적으로 다른 것으로 확인되었 다. 또한 Simone & Haas[15]는 노쇠와 여가활동, 주관적 안녕감의 관계를 분석하여 높은 노쇠와 낮 은 사회적 여가 참여의 결합이 주관적 안녕감을 가장 크게 저하시킨다고 보고하였다.

이상의 논거를 종합하면, 경제적 취약성(기초수 급 여부)과 신체적 취약성(노쇠)은 노인의 여가활동 참여 구조와 그 효과를 분화시키는 핵심적 요인으 로, 두 변수를 소집단분석 기준으로 동시에 설정함 으로써 다차원적 취약성이 중첩된 노인 집단에서의 여가활동 효과를 차별적으로 파악하고자 하였다.

Ⅲ. 연구결과

1. 연구대상자의 일반적 특성

연구대상자 총 9,955명의 일반적 특성에 대한 빈도분석 결과는 <Table 1>과 같다.

종속변수인 삶의 만족도는 총점 35점 중 평균 21.97±4.40점이었으며, 우울은 총점 15점 중 평균 3.12±3.24점으로 나타났다.

독립변수인 여가활동 종류를 살펴보면, 소비적 여가활동이 4,872명(48.9%)으로 가장 높은 비율을 차지하였고, 생산적 여가활동이 3,247명(32.6%), 여 가활동 하지 않음이 1,836명(18.4%)으로 나타났다.

통제변수인 인구사회학적 특성을 살펴보면, 성 별은 남성이 4,384명(44.0%), 여성이 5,571명(56.0%) 이었으며, 연령은 전기 노인(65~74세)이 5,827명 (58.5%), 후기 노인(75~84세)이 3,108명(31.2%), 초 고령 노인(85세 이상)이 1,020명(10.2%)이었다. 교 육수준은 대학교 졸업 이상이 701명(7.0%), 고등학 교 졸업이 3,132명(31.5%), 중학교 졸업이 2,127명 (21.4%), 초등학교 졸업 이하가 3,994명(40.1%)이고, 연가구소득은 상(4~5분위)이 4,002명(40.2%), 중(3분 위)이 1,981명(19.9%), 하(1~2분위)가 3,972명(39.9%) 이었다. 배우자 유무는 유배우자가 5,987명(60.1%), 무배우자(사별, 이혼, 별거, 미혼 포함)가 3,968명 (39.9%)이고, 가구형태에서 비독거는 6,674명 (67.0%), 독거는 3,281명(33.0%)이다. 지역은 동부가 7,359명(73.9%), 읍·면부는 2,596명(26.1%)이다. 건 강행태 특성을 살펴보면, 흡연 여부에서 비흡연자 는 9,015명(90.6%), 유흡연자는 940명(9.4%), 음주 여부에서 비음주자는 6,210명(62.4%), 유음주자는 3,745명(37.6%)이고, 주관적 건강상태에서 건강하다 는 4,304명(43.2%), 보통이다는 3,450명(34.7%), 건 강하지 않다는 2,202명(22.1%)이다. 평소 운동 여부 에서 운동을 하는 경우 5,281명(53.0%), 운동을 하 지 않는 경우 4,675명(47.0%)이고, 우울증 진단 여 부에서 우울증 진단을 받지 않은 경우 9,809명 (98.5%), 우울증 진단을 받은 경우 146명(1.5%)이 며, 만성질환 개수는 0개가 1,401(14.1%)명, 1개가 2,211명(22.2%), 2개이상이 6,344명(63.7%)이다. 노 인 특성을 살펴보면, 일상생활수행능력(ADL)에서 정상범위군이 9,172명(92.1%), 기능장애군이 783명 (7.9%)이고, 인지기능(MMSE)에서 확정적 정상이 6,768명(68.0%), 치매 의심이 1,952명(19.6%), 확정 적 치매가 1,235명(12.4%)이다.

소집단분석의 기준변수인 국민기초생활보장 수 급 여부를 살펴보면, 비수급자가 9,307명(93.5%), 수급자가 649명(6.5%)으로 나타났다. FRAIL 분류 는 정상(0점)이 6,353명(63.8%)으로 가장 높은 비율 을 차지하였고, 전노쇠(1~2점)가 3,156명(31.7%), 노 쇠(3점 이상)가 446명(4.5%)으로 나타났다.

2. 노인의 여가활동 종류가 삶의 만족도와 우울 에 미치는 영향

노인의 여가활동 종류가 삶의 만족도와 우울에 미치는 영향을 검증하기 위해 다중회귀분석을 실 시한 결과는 <Table 2-1>, <Table 2-2>와 같다. 모 든 변수의 분산팽창지수(VIF)가 10 미만으로 나타 나 다중공선성 문제는 없는 것으로 확인되었다.

1) 삶의 만족도

삶의 만족도에 대한 회귀모형의 설명력은 약 54.2%(수정된 R²=54.1%)로 나타났다.

독립변수인 여가활동 종류의 경우, 여가활동을 하지 않는 경우를 기준으로 소비적 여가활동 (B=0.628, p<.001)과 생산적 여가활동(B=1.039, p<.001) 모두 삶의 만족도에 통계적으로 유의한 정 (+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 생산적 여가 활동의 비표준화 계수(B=1.039)가 소비적 여가활동 의 비표준화 계수(B=0.628)보다 크게 나타났다.

통제변수 중 인구사회학적 특성의 유의한 결과를 살펴보면, 남성이 여성보다 삶의 만족도가 유의하게 낮았으며(B=-0.300, p<.001), 85세 이상을 기준으로 75~84세(B=-0.367, p=.001)와 65~74세 이상(B=-0.654, p<.001) 모두 삶의 만족도가 유의하게 낮았다. 교육 수준은 초등학교 졸업 이하를 기준으로 중학교 졸 업(B=-0.221, p=.011), 고등학교 졸업(B=-0.105, p=.232)은 모두 낮았고, 대학교 졸업이상(B=0.639, p<.001)은 높았다. 연가구소득은 하를 기준으로 중 (B=0.604, p<.001)과 상(B=0.903, p<.001) 모두 유의 하게 높았다. 유배우자의 경우(B=4.427, p<.001)는 배우자가 없는 것보다 삶의 만족도가 유의하게 높 았으며, 비독거(B=-0.493, p<.001)는 독거보다 유의 하게 낮았다. 동부(B=-0.541, p<.001)는 읍·면부보다 유의하게 낮았으며, 국민기초생활보장 비수급자 (B=1.944, p<.001)는 수급자보다 유의하게 높았다.

건강행태 특성의 유의한 결과를 살펴보면, 비흡 연자(B=0.519, p<.001)는 유흡연자보다 삶의 만족도 가 유의하게 높았으며, 비음주자(B=-0.378, p<.001) 는 유음주자보다 삶의 만족도가 유의하게 낮았다. 주관적 건강상태는 건강하지 않다를 기준으로 보 통이다(B=1.294, p<.001)와 건강하다(B=3.030, p<.001)가 유의하게 높았다. 운동을 하는 경우 (B=0.831, p<.001)는 운동을 하지 않는 경우보다 유 의하게 높았으며, 우울증 진단을 받지 않은 경우 (B=1.332, p<.001) 역시 유의하게 높았다. 만성질환 개수는 2개 이상을 기준으로 1개(B=0.217, p=.005) 와 0개(B=0.465, p<.001)이 유의하게 높았다.

노인 특성의 유의한 결과를 살펴보면, FRAIL은 3점 이상을 기준으로 1~2점(B=1.254, p<.001)과 0 점(B=1.720, p<.001)이 유의하게 높았다. ADL은 기 능장애군을 기준으로 정상(B=0.147, p=.234)이 통계 적으로 유의하지 않았다. MMSE는 확정적 치매를 기준으로 치매 의심(B=0.590, p<.001)과 확정적 정 상(B=0.951, p<.001)이 유의하게 높았다.

2) 우울

우울에 대한 회귀모형의 설명력은 약 34.2%(수 정된 R²=34.0%)로 나타났다.

독립변수인 여가활동 종류의 경우, 여가활동을 하지 않는 경우를 기준으로 소비적 여가활동 (B=-0.403, p<.001)과 생산적 여가활동(B=-0.784, p<.001) 모두 우울에 통계적으로 유의한 부(-)의 영 향을 미치는 것으로 나타났다. 생산적 여가활동의 비표준화 계수(B=-0.784)가 소비적 여가활동의 비표 준화 계수(B=-0.403)보다 절대값이 크게 나타났다.

통제변수 중 인구사회학적 특성의 유의한 결과 를 살펴보면, 65~74세(B=0.264, p=.012)는 85세 이 상에 비해 우울이 유의하게 높았다. 연가구소득은 하를 기준으로 중(B=-0.217, p=.004),상(B=-0.285, p<.001)가 유의하게 낮았다. 동부(B=0.525, p<.001) 는 읍·면부보다 우울이 유의하게 높았으며, 국민기 초생활보장 비수급자(B=-1.255, p<.001)는 수급자보 다 유의하게 낮았다.

건강행태 특성의 유의한 결과를 살펴보면, 주관 적 건강상태는 건강하지 않다를 기준으로 보통이 다(B=-1.546, p<.001)와 건강하다(B=-2.436, p<.001) 가 우울이 유의하게 낮았다. 운동을 하는 경우 (B=-0.427, p<.001)는 운동을 하지 않는 경우보다 유의하게 낮았다. 만성질환 개수는 2개 이상을 기 준으로 1개(B=-0.401, p<.001)와 0개(B=-0.584, p<.001)이 유의하게 낮았다.

노인 특성의 유의한 결과를 살펴보면, FRAIL은 3점 이상을 기준으로 1~2점(B=-1.970, p<.001)과 0 점(B=-2.803, p<.001)이 우울이 유의하게 낮았다. ADL은 기능장애군을 기준으로 정상(B=-1.397, p<.001)이 유의하게 낮았다. MMSE는 확정적 치매 을 기준으로 치매 의심(B=-0.316, p=.001)과 확정적 치매(B=-0.671, p<.001)가 유의하게 낮았다.

3. 다차원적 취약집단의 여가활동 종류에 따른 삶의 만족도와 우울에 미치는 영향

국민기초생활보장 수급 여부와 FRAIL 수준에 따른 소집단분석 결과는 <Table 3-1>, <Table 3-2> 와 같다.

1) 삶의 만족도에 대한 소집단분석

국민기초생활보장 수급 여부에 따른 소집단분석 결과 <표 3-1>, 여가활동 종류가 삶의 만족도에 미 치는 영향은 수급 여부에 따라 차이를 보였다. 비 수급자 집단에서는 소비적 여가활동(B=1.512, p<.001)과 생산적 여가활동(B=2.431, p<.001) 모두 삶의 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미쳤으나, 수급자 집단에서는 생산적 여가활동(B=2.334, p<.001)만 유의하였고, 소비적 여가활동(B=0.638, p=.144)은 통계적으로 유의하지 않았다. 비수급자 와 수급자 모두에서 생산적 여가활동의 비표준화 계수가 소비적 여가활동보다 크게 나타났다.

FRAIL 수준에 따른 소집단분석 결과 <표 3-1>, 여가활동 종류가 삶의 만족도에 미치는 영향은 FRAIL 수준에 따라 차이를 보였다. 정상(0점)과 전노쇠(1~2점) 집단에서는 소비적 여가활동과 생산 적 여가활동 모두 삶의 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미쳤으나, 노쇠(3점 이상) 집단에서는 생산 적 여가활동(B=1.921, p=.001)만 유의하였고, 소비 적 여가활동(B=0.497, p=.281)은 통계적으로 유의하 지 않았다. 구체적으로, 정상 집단에서 소비적 여 가활동의 B값은 1.256(p<.001), 생산적 여가활동은 2.121(p<.001)이었으며, 전노쇠 집단에서 소비적 여 가활동의 B값은 1.494(p<.001), 생산적 여가활동은 2.264(p<.001)로 나타났다. 모든 집단에서 생산적 여가활동의 비표준화 계수가 소비적 여가활동보다 크게 나타났다.

2) 우울에 대한 소집단분석

국민기초생활보장 수급 여부에 따른 소집단분석 결과 <표 3-2>, 여가활동 종류가 우울에 미치는 영 향은 수급 여부에 따라 차이를 보였다. 비수급자 집단에서는 소비적 여가활동(B=-1.003, p<.001)과 생산적 여가활동(B=-1.674, p<.001) 모두 우울에 유 의한 부(-)의 영향을 미쳤으나, 수급자 집단에서는 생산적 여가활동(B=-2.214, p<.001)만 유의하였고, 소비적 여가활동(B=-0.620, p=.092)은 통계적으로 유의하지 않았다. 한편, 생산적 여가활동의 비표준 화 계수 절대값은 비수급자(B=-1.674)보다 수급자 (B=-2.214)에서 더 크게 나타났다.

FRAIL 수준에 따른 소집단분석 결과 <표 3-2>, 여가활동 종류가 우울에 미치는 영향은 FRAIL 수 준에 따라 차이를 보였다. 정상(0점), 전노쇠(1~2 점), 노쇠(3점 이상) 모든 집단에서 소비적 여가활 동과 생산적 여가활동 모두 우울에 유의한 부(-)의 영향을 미쳤다. 구체적으로, 정상 집단에서 소비적 여가활동의 B값은 -0.825(p<.001), 생산적 여가활동 은 -1.294(p<.001)이었고, 전노쇠 집단에서 소비적 여가활동의 B값은 -0.707(p<.001), 생산적 여가활동 은 –1.549(p<.001)이었으며, 노쇠 집단에서 소비적 여가활동의 B값은 -0.948(p=.025), 생산적 여가활동 은 -2.140(p<.001)으로 나타났다. 생산적 여가활동 의 비표준화 계수 절대값은 정상(1.294), 전노쇠 (1.549), 노쇠(2.140) 순으로 FRAIL 수준이 높을수 록 크게 나타났다.

Ⅳ. 고찰

본 연구는 2023년 노인실태조사 원시자료를 활 용하여 전국 만 65세 이상 노인 9,955명을 대상으 로 여가활동 종류(소비적 여가활동, 생산적 여가활 동, 여가활동 하지 않음)가 삶의 만족도와 우울에 미치는 영향을 분석하고, 국민기초생활보장 수급 여부와 FRAIL 수준에 따른 다차원적 취약집단의 소집단분석을 실시하였다. 빈도분석과 다중회귀분 석을 실시한 결과, 여가활동을 하지 않는 경우를 기준으로 소비적 여가활동과 생산적 여가활동 모 두 삶의 만족도에 유의한 정(+)의 영향을, 우울에 유의한 부(-)의 영향을 미쳤으며, 삶의 만족도와 우 울 모두에서 생산적 여가활동의 비표준화 계수 절 대값이 소비적 여가활동보다 크게 나타났다. 소집 단분석 결과, 국민기초생활보장 수급자 집단과 노 쇠(FRAIL 3점 이상) 집단에서는 생산적 여가활동 만이 삶의 만족도에 유의한 영향을 미쳤고 소비적 여가활동은 통계적으로 유의하지 않았으며, 우울의 경우에도 수급자 집단에서는 생산적 여가활동만 유의하였다.

기존 노인 여가활동 연구는 연구대상이나 자료 원에서 일정한 한계를 보여왔다. Lee & Shin[20]은 수원시 소재 노인복지관 3개소 이용 노인 270명을 편의표집하여 여가활동 유형별 생활만족도를 분석 하였으나, 특정 지역 복지관 이용자로 한정된 표본 의 대표성 한계를 지적하였다. Jeong & Park[21]은 지역사회 거주 한국 노인 100명을 대상으로 여가 활동과 우울·삶의 질의 관계를 분석하였으나, 소규 모 표본으로 인한 일반화 제약이 연구의 한계로 논의되었다. Hwang[8] 역시 기존 노년층 여가 관 련 연구가 특정 지역의 실태를 보여주는 것에 그 치는 경우가 대부분이었다고 비판한 바 있다. 본 연구는 이러한 선행연구의 한계를 극복하기 위해 ^「노인복지법_」제5조에 근거한 법정조사인 2023 년 노인실태조사 원시자료를 활용하였다. 본 조사 는 전국 16개 시·도 만 65세 이상 노인 10,078명을 대상으로 훈련된 조사원에 의한 개별면접조사 방 식으로 수행된 대규모 전국 단위 자료로서, 기존 소규모·특정 지역 중심 연구의 일반화 한계를 극 복할 수 있었다. 또한 대리응답자 123명을 제외하 고 본인 직접 응답자 9,955명만을 분석대상으로 선 정함으로써 삶의 만족도와 우울 등 주관적 인식 변수에 대한 응답의 타당성을 확보하였다. 독립변 수의 분류에서도 기존 연구들이 대부분 여가활동 의 참여 여부 또는 만족도 수준만을 독립변수로 설정한 것과 달리, 본 연구는 Han & Jeong[9]의 분류 기준에 따라 여가활동을 소비적 여가활동과 생산적 여가활동으로 명확히 구분하였다. 이러한 분류는 Adams et al.[12]이 42개 연구의 체계적 리 뷰를 통해 생산적 활동과 소비적 활동이 노인의 안녕감에 기여하는 경로가 상이하다고 확인한 학 술적 근거에 기반한다.

이러한 방법론적 기반 위에서 도출된 본 연구의 핵심 결과를 선행연구와 비교하면 다음과 같다. 본 연구에서 삶의 만족도에 대해 생산적 여가활동 (B=1.039)은 소비적 여가활동(B=0.628)에 비해 약 1.65배 더 큰 영향력을 보였고, 우울에서도 생산적 여가활동(B=-0.784)이 소비적 여가활동(B=-0.403)에 비해 약 1.95배 더 큰 감소 효과를 보였다. 이러한 결과는 Lee & Shin[20]이 신체적 여가활동에 더 많이 참여할수록 생활만족도가 높아진다고 보고한 결과와 일치하며, Chang et al.[10]이 미국 60~95세 노인을 대상으로 능동적 여가만이 삶의 만족도의 유의한 예측요인이라고 보고한 결과와도 동일한 방향성을 보인다. 우울 감소 효과에서 생산적 여가 활동의 우위는 국외 대규모 종단연구와도 일관된 다. Bone et al.[11]은 미국 건강퇴직연구(HRS) 19,134명의 종단분석에서 스포츠·사교·클럽 참여가 우울 감소와 가장 강한 연관을 보이는 반면 읽기· 쓰기와 같은 수동적 활동은 일관된 효과가 없다고 보고하였다. Adams et al.[12]의 체계적 리뷰에서 도 여가활동이 삶의 만족도보다 우울 증상과 더 강한 연관을 보인다고 종합한 바 있으며, 본 연구 에서도 여가활동 종류 변수의 회귀계수가 우울에 서 더 뚜렷한 차별적 효과를 보여 선행연구의 결 과와 일치하는 양상을 확인할 수 있었다.

이러한 생산적 여가활동의 우월한 효과는 자기 결정이론(Self-Determination Theory)의 관점에서 설명할 수 있다. Dattilo et al.[22]은 노인의 여가 참여가 자율성, 유능감, 관계성이라는 세 가지 기본 심리 욕구를 충족시키는 경로를 분석하면서, 능동 적·생산적 여가가 수동적·소비적 여가보다 이러한 심리적 욕구를 더 효과적으로 충족시킨다고 보고하 였다. 즉, 생산적 여가활동은 목표 지향적이며 적극 적인 참여가 요구되는 활동으로서 자기효능감과 사 회적 상호작용을 촉진하는 반면, TV 시청이나 휴식 등 소비적 여가활동은 수동적 시간 소비에 머물러 이 러한 심리적 기제를 충분히 활성화하지 못하는 것으 로 해석된다. Baker et al.[23] 또한 생산적 활동에 투 여하는 시간과 활동의 수가 모두 노인의 행복 수준을 유의하게 예측한다고 보고하면서, 사회통합과 의미 있는 사회적 역할 수행을 통한 역할 강화 가설(role enhancement hypothesis)을 지지한 바 있다.

한편, 소집단분석 결과에서 가장 주목할 만한 발견은 경제적·신체적 취약집단에서 소비적 여가 활동의 효과가 소실되는 반면 생산적 여가활동만 이 유의한 효과를 유지한다는 점이다. 국민기초생 활보장 수급자 집단에서는 소비적 여가활동이 삶의 만족도(B=0.638, p=.144)와 우울(B=-0.620, p=.092) 모두에서 통계적으로 유의하지 않았으나, 생산적 여가활동은 삶의 만족도(B=2.334, p<.001)와 우울 (B=-2.214, p<.001) 모두에서 유의한 영향을 미쳤다. 이는 Kim[24]이 국민기초생활보장 수급 노인의 우 울 유병률이 일반 노인보다 높다고 보고하면서, 연 령대에 관계없이 규칙적인 여가 참여가 우울 수준 을 낮추는 보편적 보호 요인임을 확인한 결과를 보 다 구체화한 것으로 볼 수 있다. 수급자 집단에서 소비적 여가활동이 유의하지 않고 생산적 여가활동 만 유의한 이유는 사회자본 형성의 경로 차이로 설 명할 수 있다. Kwon & Kwon[25]은 능동적 여가활 동 참여가 사회자본(신뢰, 규범, 참여, 네트워크)을 증가시키고 이것이 성공적 노화를 촉진하는 간접효 과가 직접효과보다 크다고 보고하였다. 경제적 취 약계층인 수급자 노인은 사회적 관계망이 상대적으 로 제한되어 있으므로, TV 시청이나 휴식 등 혼자 수행하는 소비적 여가활동으로는 사회자본이 형성 되지 않아 정신건강 개선에 기여하지 못하는 반면, 생산적 여가활동은 타인과의 상호작용을 통해 사 회적 지지와 자기효능감을 촉진함으로써 유의한 효과를 나타내는 것으로 해석된다.

FRAIL 수준에 따른 소집단분석에서도 유사한 패 턴이 확인되었다. 노쇠(3점 이상) 집단의 삶의 만족 도에서 소비적 여가활동(B=0.497, p=.281)은 유의하 지 않았으나 생산적 여가활동(B=1.921, p=.001)은 유 의하였다. 우울의 경우 노쇠 집단에서 소비적 여가 활동(B=-0.948, p=.025)과 생산적 여가활동(B=-2.140, p<.001) 모두 유의하였으나, 생산적 여가활동의 비표 준화 계수 절대값이 정상(1.294), 전노쇠(1.549), 노쇠 (2.140) 순으로 FRAIL 수준이 높을수록 크게 나타나 신체적 취약성이 심화될수록 생산적 여가활동의 우 울 감소 효과가 오히려 증폭되는 양상을 보였다. 이 러한 결과는 Simone & Haas[15]가 높은 노쇠와 낮 은 사회적 여가 참여의 결합이 주관적 안녕감을 가 장 크게 저하시킨다고 보고한 결과 및 Ko & Jung[26]의 연구에서 2017년 노인실태조사 10,081명 을 분석하여 사회적 노쇠 집단에서 삶의 만족도가 가장 낮다고 보고한 결과와 동일한 맥락에 있다.

이상의 결과를 종합하면, 여가활동의 정신건강 효과는 활동 유형뿐만 아니라 노인의 경제적·신체 적 조건에 따라 질적으로 다르게 나타나며, 특히 다차원적 취약집단에서는 단순히 여가활동에 참여 하는 것 자체보다 어떤 유형의 여가활동에 참여하 는지가 정신건강 개선에 결정적인 역할을 수행한 다고 할 수 있다.

이러한 연구결과는 노인 여가 정책에 대해 중요 한 함의를 제공한다. 먼저, 노인 여가 지원 정책에 서 소비적 여가에서 생산적 여가로의 전환을 촉진 하는 프로그램 설계가 필요하다. 노인복지관과 경 로당 등 여가 제공 기관에서는 TV 시청이나 화투· 고스톱 등 소비적 활동 중심의 프로그램 편성에서 벗어나 악기연주, 미술활동, 체조, 댄스, 화초가꾸 기 등 능동적 참여가 요구되는 생산적 여가 프로 그램의 비중을 확대할 필요가 있다. 또한 경제적 취약계층 노인을 위해서는 여가 바우처의 지원 범 위를 생산적 여가활동 중심으로 확대하고, 서예·미 술·화초가꾸기 등 재료 구입이 필요한 활동에 대해 재료 지원이나 대여 체계를 마련할 필요가 있다. 나아가 노쇠 노인을 위해서는 기능 수준에 적합한 저강도 스포츠 및 체험형 프로그램의 표준 모델을 마련하고, 가정에서도 실행 가능하도록 방문지도, 맞춤형 코칭, 돌봄서비스와의 연계를 포함한 밀착 지원체계를 구축할 필요가 있다. 이러한 정책적 접 근은 단순히 전체 노인을 하나의 집단으로 간주하 는 것이 아니라 경제적·신체적 조건에 따라 차별화 된 맞춤형 여가 복지 서비스를 설계해야 한다는 본 연구의 핵심적 함의를 반영하는 것이다.

본 연구의 강점은 첫째, 전국 대표성을 갖춘 2023년 노인실태조사 원시자료(N=9,955)를 활용하 여 기존 소규모·특정 지역 중심 연구의 일반화 한 계를 극복하였다는 점이다. 둘째, 여가활동을 소비 적·생산적 유형으로 구분하여 우울과 삶의 만족도 에 대한 차별적 효과를 동시에 비교·검증한 연구 가 국내에서 매우 제한적인 상황에서 기존 연구의 공백을 보완하였다. 셋째, 경제적 취약성(기초수급 여부)과 신체적 취약성(FRAIL 수준)이라는 다차원 적 기준을 동시에 적용한 소집단분석을 통해 취약 집단에서의 여가활동 효과를 차별적으로 규명하였 다는 점에서 단일 차원의 분석에 머무른 선행연구 와 차별화된다. 넷째, 종속변수인 삶의 만족도와 우울뿐만 아니라 인구사회학적 특성, 건강행태 특 성, 노인 특성(FRAIL, ADL, MMSE)을 포괄적으로 통제하여 혼란변수를 체계적으로 통제하였다.

다만 본 연구는 다음과 같은 한계점을 지닌다. 첫째, 노인실태조사에서 주로 하는 여가활동의 1순 위 응답만을 활용하였으므로, 노인들이 실제 일상 에서 복합적으로 수행하는 여가활동의 시너지 효 과를 분석에 포함하지 못하였다. Chao[27]가 대만 노인 2,660명을 12년간 추적하여 다양한 활동 참여 가 단일 활동보다 더 효과적이라고 보고한 것을 고려하면, 복합적 여가 참여 양상에 대한 분석이 보완될 필요가 있다. 둘째, 횡단적 단면조사 자료 를 사용하였으므로 여가활동과 삶의 만족도·우울 간의 시간적 선후관계를 규명할 수 없다는 근본적 한계가 있다. 즉, 생산적 여가활동이 삶의 만족도 를 높이고 우울을 낮추는지, 아니면 삶의 만족도가 높고 우울이 낮은 노인이 생산적 여가활동에 더 많이 참여하는지의 역인과관계를 배제할 수 없다. 실제로 Wang[28]은 중국 CHARLS 데이터의 자기 회귀 교차지연 모형 분석을 통해 현재 우울 증상 이 미래 여가활동 참여를 부정적으로 예측하는 역 방향 인과관계가 더 강하다고 보고한 바 있다. 셋 째, 삶의 만족도 산출 시 배우자 또는 자녀가 없는 경우를 0점으로 재코딩하여 합산한 방식은 가족이 없는 노인의 만족도 점수가 실제 주관적 느낌보다 낮게 측정될 수 있는 통계적 왜곡의 가능성을 내 포한다. 넷째, 거주 지역을 동부와 읍·면부로만 이 분화하여 분석하였으나, 보다 세분화된 지역 변수 의 적용이 필요할 것이다.

이상의 한계점을 극복하기 위해 향후 연구에서 는 다음과 같은 방향이 요구된다. 첫째, 여가활동 과 정신건강 간의 인과관계를 규명하기 위해 종단 적 연구설계가 필요하다. Bone et al.[29]은 미국 건강퇴직연구(HRS) 8,771명을 8년간 추적하여 여 가활동이 다차원적 노화 경험과 종단적으로 관련 됨을 확인한 바 있으며, 국내에서도 고령화연구패 널(KLoSA)이나 노인실태조사의 주기적 자료를 활 용한 종단분석을 통해 여가활동 유형 변화가 정신 건강 변화에 미치는 인과적 영향을 검증할 필요가 있다. 둘째, 여가활동의 복합적 참여 양상을 반영 하기 위해 잠재계층분석(Latent Class Analysis) 등 의 방법론을 적용하여 노인의 여가 참여 프로파일 을 유형화하고, 각 프로파일에 따른 정신건강 효과 를 비교하는 연구가 수행될 필요가 있다. 셋째, 소 집단분석의 기준변수를 확장하여 성별, 연령대, 가 구형태, 인지기능 수준 등 다양한 차원의 취약성을 교차적으로 고려한 분석이 이루어질 필요가 있다. 넷째, 거주 지역을 보다 세분화하고 여가 인프라 접근성, 노인복지관 이용 가능성 등 환경적 요인을 변수에 포함하는 후속연구가 필요하다. 이러한 후 속연구를 통해 노인의 여가활동과 정신건강의 관 계에 대한 보다 정교한 이해와 근거 기반의 정책 적 함의를 도출할 수 있을 것으로 기대한다.

Ⅴ. 결론

본 연구는 2023년 노인실태조사 원시자료 (N=9,955)를 활용하여 소비적·생산적 여가활동이 노인의 삶의 만족도와 우울에 미치는 차별적 효과 를 규명하고, 경제적 취약성(기초수급 여부)과 신 체적 취약성(FRAIL 수준)이라는 다차원적 기준을 동시에 적용한 소집단분석을 수행하였다. 분석 결 과, 두 여가 유형 모두 정신건강에 긍정적으로 기 여하였으나 생산적 여가활동이 일관되게 더 큰 효 과를 보였으며, 특히 기초수급자 집단과 노쇠 (FRAIL≥3점) 집단에서는 생산적 여가활동만이 삶 의 만족도와 우울 모두에서 유의한 효과를 유지하 였다. 또한 FRAIL 수준이 높을수록 생산적 여가활 동의 우울 감소 효과가 증폭되는 양상이 확인되었 다. 이는 단일 차원의 분석에 머무른 선행연구와 차별화되는 핵심 발견으로, 노인 여가 정책이 경제 적·신체적 취약성에 따라 차별화된 맞춤형 생산적 여가 프로그램을 우선적으로 설계·보급해야 함을 시사한다.