중년 여성과 고령 여성의 삶의 만족도에 영향을 미치는 생태체계적 결정 요인과 우울 증상에 관한 종단연구
A Longitudinal Study on Ecological Determinants Associated with Middle-Aged and Elderly Women’s Life Satisfaction and Depressive Symptoms
Park, So-Youn (Kyonggi University); Park, So-Young (Ewha Womans University)*
*교신저자: 박소영, 이화여자대학교(syp279@gmail.com)
보건사회연구, Vol.38, No.4, pp.129-163, 31 December 2018
https://doi.org/10.15709/hswr.2018.38.4.129
Abstract
The aim of this study is to examine whether ecological determinants have the long-term effects on depressive symptoms and life satisfaction and to investigate whether these relationships were different between middle-aged and elderly women. To do this, the first (2006) and sixth (2016) waves of Korean Longitudinal Study of Aging (KloSA) were used and we conducted multi-group structural equation modeling analyses for 3,543 older adults aged 45 or older based on the first wave. As for results, first, marital status, annual household income, and subjective health status affected both depressive symptoms and life satisfaction. Second, there were statistically significant group differences between middle-aged and elderly women in the effect of religion on the first life satisfaction and the effects of the number of adult children whom they meet at least once a week and the number of organizations or clubs that they participate in on the first depressive symptoms. Third, depressive symptoms and life satisfaction had lagged effects over time for both middle-aged and elderly women. Fourth, compared with middle-aged women, the effect of the sixth depressive symptoms on the sixth life satisfaction was greater for elderly women. Based on these findings, practice and policy measures for depression prevention and life satisfaction improvement were discussed.
초록
본 연구는 중･고령 여성을 대상으로 생태체계적 결정 요인들이 우울 증상 수준과 삶의 만족도에 미치는 장기적인 영향력을 파악하고 이 관계가 중년 여성과 고령 여성집단 간에 차이가 있는지 살펴보는 데 그 목적이 있다. 이를 위해 한국고용정보원의 고령화연구패널 자료 중 1차(2006년)와 6차(2016년) 데이터를 활용하였고, 1차 자료 기준으로 45세 이상 중･고령 여성 3,543명을 대상으로 다집단 구조방정식모형 분석을 실시하였다. 연구결과, 첫째, 결혼상태, 연간 가구 소득, 주관적 건강상태는 중･고령 여성의 우울 증상 수준과 삶의 만족도 모두에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 종교의 1차 삶의 만족도에 대한 영향력과 주1회 이상 만나는 자녀수와 참여모임 개수의 1차 우울 증상 수준에 대한 영향력은 중년 여성과 고령 여성 집단 간에 통계적으로 유의미한 차이를 보였다. 셋째, 우울 증상 수준과 삶의 만족도의 시간에 따른 장기적인 시차효과는 중년 여성과 고령 여성 집단 모두에서 나타났다. 넷째, 중년 여성에 비해 고령 여성의 6차 우울 증상 수준이 6차 우울 삶의 만족도에 미치는 영향력이 상대적으로 더 큰 것으로 나타났다. 이러한 결과를 바탕으로 중년 여성과 고령 여성의 우울 예방과 삶의 만족도 향상을 위한 실천적, 정책적 방안에 대해 논의하였다.
Ⅰ. 서론
의료기술과 생명공학의 발전으로 인간의 기대수명이 늘어나면서 세계적으로 노인인구가 증가하고 있다. 특히 우리나라는 저출산 현상과 평균수명의 연장으로 고령화가 빠르게 진행되고 있다(정순둘, 이선희, 2011, p.1229). 2018년 현재 한국은 65세 이상 노인인구 비중이 전체 인구의 14.2%로 고령사회에 진입하였고, 2025년에는 노인인구가 20%가 넘는 초고령 사회가 될 것으로 예측되고 있다(통계청, 2018). 이렇게 급속하게 진행되는 고령화에 따른 인구구조의 변화로 노인의 삶에 대한 사회적 관심이 높아지고 있다.
일반적으로 우울 증상과 삶의 만족도는 노인의 건강 및 적응 정도를 가늠할 수 있는 정신건강의 지표로 간주된다(김기정, 표갑수, 2008; Berg, Hassing, McClearn, & Johansson, 2006). 우울은 개인의 심리사회적 적응 및 건강에 부정적인 영향을 미치는 위험요인(Nes, Czajkowski, Røysamb, Ørstavik, Tambs, & Reichborn-Kjennerud, 2013)으로 부정적인 측면의 지표로 사용된다. 반면 삶의 만족도는 개인 생애에 대한 총체적 평가로써 긍정적 측면의 정신건강 지표로 사용된다(Nes, Czajkowski, Røysamb, Ørstavik, Tambs, & Reichborn-Kjennerud, 2013).
선행연구에 따르면 우울 증상과 삶의 만족도는 연령대에 따라 차이가 있는 것으로 보고되고 있다(성지미, 안주엽, 2017; 이현주, 2013; Barefoot, Mortensen, Helms, & Avlund, 2001). 우울 증상은 자살로 이어질 수 있는 예측 요인(윤명숙, 이묘숙, 2011)으로 일반적으로 다른 연령집단에 비해 노인집단에서 우울 발생률이 높은 것으로 알려져있다(박경은, 권미형, 권영은, 2013). 2017년 노인실태조사에 따르면, 전체 노인의 21.1%가 우울 증상을 지니고 있고, 연령이 높을수록 우울 증상 비율이 증가하는 경향을 보였다(정경희 등, 2017). 특히 85세 이상 연령군의 우울 증상(33.1%)은 65~69세 연령군의 우울 증상(15.1%)에 비해 2배 이상 높은 수준이었고, 전체 노인집단 중에서 자살을 시도한 비율도 13.2%로 높은 수준을 보였다(정경희 등, 2017). 삶의 만족도는 중년층에서 가장 낮았다가 고령층에서 다시 높아지는 것으로 나타났다(성지미, 안주엽, 2017, p.245). 반면 50세 이상 유럽인을 대상으로 한 횡단연구에서는 연령이 증가함에 따라 삶의 만족도가 낮아지는 것으로 나타났다(Ferring, Baludcci, Burholt, Wenger, Thissen, Weber, & Hallberg, 2004, p.22). 이처럼 우울과 삶의 만족도는 연령 증가와 관계가 있는 것으로 알려져 있으나 시간의 흐름에 따라 우울과 삶의 만족도의 관계가 어떻게 변하는지에 대한 연구는 미흡한 실정이다.
성별에 따른 우울 증상과 삶의 만족도의 차이에 대해서도 지속적으로 연구가 진행되고 있다. 대체로 여성이 남성에 비해 신체적, 심리적, 경제적으로 열악한 상황에 처해있고(김혜련, 강영호, 윤강재, 김창석, 2004; 장연진, 2016, p.9), 이로 인해 여성 집단이 남성 집단에 비해서 우울 증상이 높고 삶의 만족도가 낮은 편이다(권경희, 2015). 2016년 정신질환실태 역학조사에 따르면 한국 성인의 우울증 평생 유병률은 여성이 6.9%, 남성이 3.0%로 여성이 남성보다 2배 높은 것으로 나타났다(홍진표 등, 2017). 우리나라의 통계청 사회조사에 의하면, 삶의 만족도의 경우 남성은 34점, 여성은 32.7점으로 여성의 삶의 만족도가 남성보다 다소 낮은 수준이었다(통계청, 2015). 또한 오스트리아, 스웨덴, 이탈리아, 영국 등 6개 유럽 국가를 대상으로 한 Ferring 등(2004, p.22)의 연구에서도 여성노인의 삶의 만족도가 남성노인에 비해 낮게 나타났다. 여성의 기대수명(85.2세)이 남성의 기대수명(79세)보다 높은 점을 고려할 때(통계청, 2017), 여성의 정신건강 증진에 대해 더 많은 관심을 가질 필요가 있다.
한편 다른 연령대와 남성에 비해 중년 및 고령 여성 집단은 우울 증상에 취약한 것으로 나타났다(김춘남, 2017). 중년기는 신체 및 인지 능력의 저하, 만성질환의 발생, 가족구성원의 상실, 실직의 위기, 은퇴 등 여러 가지 삶의 위기를 경험하게 되는 시기이다(손정남, 2018, p.148). 이러한 중년의 위기를 잘 극복한 경우 건강하고 행복한 노년기를 맞이할 수 있지만 위기 극복에 실패한 경우 신체적 질환과 함께 정신적인 어려움이 가중될 수 있기에(김미정, 김귀분, 2013, p.150) 노년기의 삶은 중년기의 삶에 크게 영향을 받는다고 볼 수 있다. 우리나라의 경우 베이붐 세대(1955~1963년생)가 속해 있는 중년여성의 삶은 기존의 노인세대와 크게 구별된다(김미령, 2011). 중년 여성 세대는 경제성장으로 인해 생활수준이 급격하게 좋아진 시대에서 생활하였고, 서양의 페미니즘 영향을 받기 시작하였으며(김미령, 2011, p.9), 가족계획으로 자녀 수가 상대적으로 적은 편이라 할 수 있다(장연진, 2016, p.10). 각기 다른 사회적 환경에서 살아온 중년 여성과 고령 여성을 대상으로 삶의 만족도와 우울 증상에 미치는 요인이 무엇인지 파악하는 것은 미래 노인 세대인 중년 여성의 만족스러운 노후 생활과 현재 고령 여성의 삶의 질 향상을 위해 매우 중요하다.
지금까지 여성 중･고령자의 우울과 삶의 만족도와 관련된 대부분의 선행연구들은 다음과 같다. 첫째, 여성 중･고령자의 정신건강에 관한 국내외 선행연구는 인구사회학적 특성, 성격이나 기질, 가족, 건강상태, 사회적 관계, 사회적 지지, 지역사회 환경 등과 같은 생태체계적 요인이 연구대상자의 우울 증상과 삶의 만족도에 어떻게 영향을 미치는지 초점을 두고 진행되어왔다(남기민, 정은경, 2011; 배나래, 박충선, 2009). 생태체계적 관점을 적용한 선행연구에 의하면, 연령, 학력, 교육수준, 건강관련 요인 등의 개인적 요인과 사회적 관계, 사회활동 등의 사회적 요인이 우울 증상과 삶의 만족도를 설명하는 결정요인으로 확인되었다(이민아, 2014; Yao & Meng, 2015). 이는 여성 중･고령자의 정신건강 증진을 위해서 개인적 측면과 사회적 측면을 함께 고려할 필요성이 있음을 보여준다. 둘째, 대부분의 선행연구에서는 연구대상을 중년 여성 또는 65세 이상의 여성 노인으로 한정하여 각각의 연령대에만 초점을 두었기 때문에 중년 여성과 고령여성 집단 간의 차이를 파악하는데 한계가 있었다. 전술한 바와 같이, 중년 여성과 고령여성은 서로 다른 사회문화적 환경에 노출되어 살아왔기 때문에 다른 특성을 지니고 있으며, 이러한 특성은 두 집단 간의 우울 증상과 삶의 만족도의 차이를 가져올 수 있다. 셋째, 중･고령 여성의 우울 증상에 영향을 미치는 요인과 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인 각각에 대한 연구는 많이 진행되어왔으나 우울 증상과 삶의 만족도 간의 종단 관계를 분석한 연구는 매우 적은 편이다.
이에 본 연구는 45세 이상 중·고령 여성을 대상으로 개인체계(개인요인, 건강요인)와 사회환경체계(가족요인, 사회환경요인)를 포함한 다양한 생태체계적 결정 요인들이 우울 증상 수준과 삶의 만족도에 미치는 장기적인 영향력을 살펴보고자 한다. 구체적으로, 생태체계적 결정 요인들의 우울 증상 수준과 삶의 만족도에 대한 영향력, 우울 증상 수준과 삶의 만족도의 시간에 따른 자기회귀 효과(autoregressive effect), 그리고 우울증상 수준과 삶의 만족도 간의 장기적인 시차 효과(lagged effect)가 중년 여성과 고령여성 집단 간에 차이가 있는지 파악하고자 한다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 생태체계적 관점
생태체계적 관점에서는 개인의 삶이 개인을 둘러싼 여러 환경체계와 상호교류를 통해서 형성된다고 본다(Bronfenbrenner, 1986). 이러한 관점에서 보면, 중･고령 여성의 우울 증상과 삶의 만족도는 개인과 그 개인을 둘러싼 여러 환경체계 간의 상호작용으로 인한 결과라고 볼 수 있다. 따라서 개인의 삶을 이해하기 위해서는 다양한 체계 간의 상호작용을 살펴볼 필요가 있다. 본 연구는 남기민과 정은경(2011)이 제시한 생태체계적 틀을 적용하여 중･고령 여성의 우울 증상과 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인을 개인체계와 사회환경체계로 구분하여 살펴보고자 한다.
개인체계는 가장 기본적인 체계로 개인이 지닌 개인적 자원을 의미하며(남기민, 정은경, 2011), 개인요인(예. 연령, 결혼상태, 학력, 연간소득, 종교)과 건강요인(예. 주관적 건강상태, 만성질환)으로 구분할 수 있다. 사회환경체계는 개인이 가지는 가장 기본적인 환경인 가족요인과 개인에게 영향을 미치는 이웃, 동료집단, 교회, 사회적 및 경제적체계 등을 포함한 사회환경요인으로 구분할 수 있다. 가족요인은 인간관계의 최소 단위이며 가족 구성원과의 관계를 의미한다. 사회환경요인은 개인에게 영향을 미치는 다양한 환경으로 구성되며 대표적인 사회환경요인은 사회적 지지(예. 지인과의 만남, 모임참여, 사회보장소득 수급)이다.
2. 중･고령 여성의 생태체계적 요인과 우울의 관계
DSM-5에 의하면 주요 우울장애 즉 우울증은 우울감, 의욕상실, 불면증, 식욕감소, 무기력 등의 증상을 동반하고 이러한 증상이 지속되면 삶의 질이 떨어지게 된다(홍진표 등, 2017). 대체로 여성이 남성에 비해 우울증을 많이 경험하는 것으로 알려져 있는데(김봉균, 하연주, 최송식, 2014; 이홍자, 김춘미, 이도현, 2016), 2016년 정신질환실태역학조사에 따르면 우울증 일년 유병률이 남성은 1.1%, 여성은 2.0%로 나타났다(홍진표 등, 2017). 연령과 성별에 따른 우울증 환자의 비율은 40대, 50대, 60대, 70대 남성 우울증 환자가 각각 0.6%, 0.9%, 1.5%, 2.4%로 나타난 반면 40대, 50대, 60대, 70대 여성 우울증 환자의 비율은 각각 1.3%, 2.0%, 3.2%, 4.2%로 나타나 상대적으로 여성노인이 우울증에 취약한 것으로 나타났다(김춘남, 2017). 또한 덴마크의 코호트 연구에서도 50대와 60대 여성이 동일한 연령대의 남성보다 우울 수준이 높게 나타났다(Barefoot, Mortensen, Helms, & Avlund, 2001)
가. 개인체계
중･고령 여성의 우울 증상 수준에 영향을 미치는 개인요인을 살펴보면, 먼저 연령이 증가할수록 우울 증상 수준이 높게 나타났다(권경희, 2015). 일반적으로 노년기에 들어서면 가족관계의 변화, 배우자와의 사별, 소득의 감소, 사회적 역할의 상실 등으로 인해 우울 증상 수준이 높아지는 경향이 있다(김기정, 표갑수, 2008). 일본의 종단자료(Japanese Health and Retirement Study)를 활용한 Sugihara 등(2008)의 연구에 의하면, 시간이 지남에 따라 기혼 중년 여성의 우울 수준이 감소되는 것으로 나타났다. 미국계 멕시코인을 대상으로 종단연구(Yao & Meng, 2015)의 경우, 소득 수준이 낮을수록 우울증상 수준이 높아지는 반면 학력 수준은 우울 증상 수준에 유의미한 영향을 미치지 않았다. 기존의 횡단연구에서는 학력이 낮을수록 우울 수준이 높은 것으로 나타났다(권경희, 2015; 이홍자, 김춘미, 이도현, 2016). 남기민과 정은경(2011)의 횡단연구에서는 종교가 있는 경우 종교가 없는 경우에 비해 여성 노인의 우울 증상 수준이 낮았다.
신체적 건강은 중･고령 여성의 우울 증상 수준에 직접적으로 영향을 미치는 요인으로 보고되고 있다(손정남, 2018). 특히 심장질환과 뇌혈관 질환 등과 같은 만성질환은 노인의 우울에 영향을 미치는 위험요인으로 나타났다(권경희, 2015; Huang, Dong, Lu, Yue, & Liu, 2010). 기존의 종단연구에 의하면, 만성질환의 개수가 많을수록 우울 증상 수준이 높게 나타났고(Sugihara, Sugisawa, Shibata & Harada, 2008; Yao & Meng, 2015), 국내의 한 종단연구에서는 주관적 건강상태를 나쁘게 인지할수록 노인의 우울 증상 수준이 높은 것으로 보고되었다(이현주, 2013).
나. 사회환경체계
가족 구성원과의 밀접한 관계는 여성 우울 증상에 직접적으로 영향을 미친다(손정남, 2018). 특히 중년기에는 자녀가 취업이나 결혼을 하면서 물리적으로 독립하는 경우가 많으며 이러한 상황은 부모와 자녀의 유대감을 약화시킬 수 있다. 가족 구성원 수와 우울 간의 관계에 대한 연구결과는 횡단연구 또는 종단연구에 따라 상이한 결과를 보이고 있다. 국내외 횡단연구에 따르면, 자녀와 같이 사는 중･고령 여성이 그렇지 않은 중･고령 여성보다 우울 증상 수준이 낮았으며(변외진, 김춘경, 2006; Taqui, Itrat, Qidwai & Qadri, 2007), 동거인 수가 많을수록 여성 노인의 우울 수준이 낮은 경향을 보였다(권경희, 2015). 반면 김혜경과 성준모(2014)의 종단연구에서는 가구원 수가 노인의 우울 변화에 영향을 미치지 않은 것으로 보고되었다.
지인과의 교류, 사회단체활동 및 자원봉사활동의 참여는 노년기의 사회적 고립감을 감소시키는데 기여하는 것으로 알려져 있다(김기정, 표갑수, 2008; Croezen, Avendano, Burdorf, & van Lenthe, 2015). 기존의 횡단연구에 의하면 사회적 지지와 유대관계가 강할수록 노인의 우울 정도는 낮아지며(남기민, 정은경, 2011), 사회활동에 활발하게 참여하는 여성 노인일수록 그렇지 않은 여성 노인에 비해서 우울 증상이 감소되는 것으로 나타났다(림금란, 김희경, 안정선, 2011). 한국고령화패널조사를 활용하여 노인의 우울에 영향을 미치는 요인을 종단적으로 분석한 국내 연구(이민아, 2014)에서도 친목, 여가, 동창회, 자원봉사활동 등을 포함한 사회활동 참여가 노인의 우울 수준을 감소시키는 것으로 나타났다. 유럽 10개 국가의 노인을 대상으로 종단적으로 분석한 국외연구(Croezen, Avendano, Burdorf, & van Lenthe, 2015)에서도 사회활동 참여가 노인의 우울 수준을 감소시키는 것으로 나타났다.
사회보장은 각종 사회적 위험으로부터 개인의 삶을 보호하고 빈곤을 해소하며 국민생활의 질을 향상시키기 위해 제공되는 사회보험, 공공부조, 사회복지서비스 및 관련 복지제도를 의미한다(사회보장위원회, 2018). 특히 김봉균 등(2014)은 국민기초생활보장제도를 사회적 지지로 정의하면서 국민기초생활보장제도와 우울의 관계를 종단적으로 분석한 결과, 국민기초생활보장 수급 여부가 노인의 우울을 낮추는데 긍정적 영향을 미치는 것으로 보고하였다. 이는 경제적으로 취약한 노인에게 생활보장 급여가 생활의 보탬이 되어 우울 수준을 낮추는 것으로 볼 수 있다.
3. 중･고령 여성의 생태체계적 요인과 삶의 만족도의 관계
삶의 만족도에 대한 개념은 학자마다 다르게 정의되고 있으며, 주관적 안녕감(Alexandrova, 2005, p.301)이나 행복(Angner, Ray, Saag, & Allison, 2009, p.504)이라는 용어와 혼용되어 사용되고 있다. 최근 연구자들은 삶의 만족도는 현재의 감정 또는 변화하는 심리적 증상을 측정하는 것과는 다르다는 것에 동의하고 있다(Ng, Tey, & Asadullah, 2017, p.7). 일반적으로 삶의 만족도는 개인의 전체 삶에 대한 질을 주관적으로 평가하는 것(Veenhoven, 1999, p.6)으로 정의된다. 즉 삶의 만족도는 개인이 속한 사회적 맥락에 따라 변하며 개인의 관점과 해석에 의해 평가된다(Aishvarya, Muniam, Karuthan, Hatta, Jaafar, & Oei, 2014, p.S101). 본 연구에서는 삶의 만족도를 개인이 전반적인 삶에 대해 얼마나 만족하는가에 대한 주관적 평가로 정의하여 사용하고자 한다.
가. 개인체계
삶의 만족도에 영향을 미치는 개인요인과 관련해서 다양한 연구 결과가 보고되고 있다. 우선 연령과 삶의 만족도의 경우, 장연진(2016)의 횡단연구에서는 연령이 삶의 질에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났고, Qu와 de Vaus(2015)의 횡단연구에서는 40대 여성의 삶의 만족도가 낮은 반면 50대 이후 여성의 삶의 만족도는 높게 나타났다. 3년 동안 여성노인의 삶의 만족도 변화를 살펴본 Chou와 Chi(1999)의 연구에서는 시간의 흐름에 따라 이들의 삶의 만족도가 증가하는 것으로 나타났다. 유재남(2015)의 종단연구에서는 배우자가 있는 노인이 그렇지 않은 노인에 비해서 삶의 만족도가 높게 나타났다. 교육수준과 삶의 만족도의 관계를 살펴본 종단연구 결과도 일관되지 않았다. 박순미, 손지아, 배성우(2009)의 종단연구에서는 학력이 삶의 만족도에 영향을 미치지 않는 것으로 나타난 반면, Mence(2003)의 종단연구에서는 학력이 삶의 만족도에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 염지혜(2016)의 종단연구에서는 소득 수준이 높을수록 노인의 삶의 만족도가 높아지는 경향을 보였다. 윤명숙과 이묘숙(2011)의 횡단연구에서는 종교가 있는 여성 노인이 종교가 없는 여성 노인에 비해 삶의 만족도가 높게 나타났다.
복합적인 만성질환과 노화에 따른 건강 악화는 중･고령 여성의 삶의 만족도를 감소시키는 것으로 나타났다(박경은, 권미형, 권영은, 2013). 국내외의 종단연구에 의하면, 만성질환을 가지고 있는 여성 노인은 그렇지 않은 여성 노인보다 장기적으로 삶의 만족도가 낮게 나타났고(Chou & Chi, 1999), 주관적 건강상태를 좋게 인지할수록 노인의 삶의 만족도가 높게 나타났다(박순미, 손지아, 배성우, 2009; 염지혜, 2016). 이러한 선행연구 결과는 활기찬 노년기를 보내기 위해서 건강상태가 좋아야 하고, 좋은 건강상태는 곧 높은 삶의 만족도로 이어짐을 보여준다.
나. 사회환경체계
가족은 사회적 지지를 제공하는 중요한 자원이며 가족과의 강한 유대 관계는 노인에게 친밀감과 안정감을 갖게 하여 이들의 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 미친다(정영미, 2005; Bourque, Pushkar, Bonneville, & Béland, 2005). 박소영(2017)의 횡단연구에서는 자녀와의 동거 여부, 이들과의 접촉빈도 등이 중･고령 여성의 삶의 만족도에 영향을 미치는 것으로 나타났으며, MaCamish-Svensson 등(1999)의 종단연구에서는 형제자매들과 자주 접촉한 노인이 그렇지 않는 노인에 비해 삶의 만족도가 높게 나타났다.
노년기의 사회활동 참여는 주변 환경을 조절할 수 있는 통제 능력을 높이게 되어 삶의 만족도를 향상시킬 수 있는 요인이 된다(김기정, 표갑수, 2008). 장연진(2016)의 횡단연구에서는 자원봉사활동이 중년여성(45세 이상~65세 미만)의 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 미치는 반면, 노년여성(65세 이상)의 삶의 만족도에는 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. Mence(2003)의 6년간의 종단연구에서는 운동 및 게임 활동 참여가 캐나다 노인의 삶의 만족도를 높이는 것으로 나타났다. 사회보장제도와 관련해서는 사회보험수급이 삶의 만족도와 정적인 관계가 있고 사회보험수급액이 많을수록 삶의 만족도가 높아지는 것으로 보고되고 있다(강소량, 최은영, 2016; 이진숙, 최원석, 2018). 국민노후보장패널 자료를 이용한 국내의 한 종단연구는 고용 및 산재보험, 기초생활보장 급여, 공적연금, 장애수당 등의 소득을 합산한 공적이전소득과 중･고령자의 삶의 만족도 간의 관계를 분석한 결과, 공적이전소득이 많을수록 삶의 만족도가 높아진다고 보고하였다(이진숙, 최원석, 2018，p.793).
4. 중･고령여성의 우울 증상과 삶의 만족도 간의 관계
우울 증상 수준과 삶의 만족도의 관계에 대한 선행 연구 결과를 살펴보면 크게 두 가지로 구분된다. 첫째, 삶의 만족도가 우울 증상 수준에 영향을 미친다. 구체적으로, 삶의 만족도가 높은 사람에 비해 삶의 만족도가 낮은 사람이 높은 우울 증상 수준을 보이는데, 낮은 삶의 만족도는 우울 초기 증상이면서 우울증의 예측요인이라 할 수 있다(Koivumaa-Honkanen, Kaprio, Honkanen, Viinamäki, & Koskenvuo, 2004). 그러므로 삶의 만족도가 감소하는 경우에 우울 증상에 대한 적극적인 개입을 고려할 필요가 있다(Ferandex, Rosero-Bixby, & Koivumaa-Honkanen, 2016). Lue, Chen, Wu(2010)는 대만 노인을 대상으로 종단적 연구를 진행하였는데, 그 결과 삶의 만족도가 낮을수록 우울 증상의 위험이 높은 것으로 확인되었다. 재가 저소득층 노인을 대상으로 한 횡단연구(김용순, 유문숙, 박진희, 2009)에서도 삶의 만족도가 낮은 경우 우울 증상 수준이 높게 나타났으며, 신창환(2010)의 횡단연구에서도 노인의 삶의 특성과 우울 증상 간의 관계에서 삶의 만족도가 매개효과가 있는 것으로 나타났다.
두 번째 유형은 우울 증상 수준이 삶의 만족도에 영향을 미치는 것이다. 최근의 한 횡단 연구(Layard, Chisholm, Patel, & Saxena, 2013)에 의하면, 우울 증상이 삶의 만족도를 예측하는 가장 강력한 요인으로 밝혀졌다. 노인을 대상으로 한 국내외 횡단연구에서는 우울 증상 수준이 높을수록 삶의 만족도가 낮아지는 것으로 나타났다(림금란, 김희경, 안정선, 2011; 윤명숙, 이묘숙, 2011; Berg, Hassing, Mcclearn, & Johansson, 2006). 한국복지패널 자료를 활용하여 베이비부머를 대상으로 7년간 종단적으로 분석한 연구(김지훈, 강욱모, 2014)에서 우울 증상은 시간이 지남에 따라 삶의 질에 부정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편, 국내에서 수행된 여러 횡단연구 결과에 의하면, 노인의 여가와 삶의 만족도 사이에서 우울 증상 수준이 매개효과를 보이고(김춘옥, 2014), 여성 노인의 사회활동과 삶의 만족도 간의 관계에서 우울 증상 수준이 매개효과를 보이는 것으로 나타났다(남기민, 정은경, 2011).
이상의 연구결과를 정리하면, 국내외 선행연구의 대부분은 횡단분석을 실시하였기 때문에 우울과 삶의 만족도의 인과관계를 규명하는데 제한이 있다. 따라서 본 연구에서는 생태체계적 요인들과 이들 변수 간의 종단적 관계를 종합적으로 고려하여 중년 여성과 고령 여성 집단 간의 차이를 파악하고자 한다.
Ⅲ. 연구방법
1. 연구모형
본 연구의 연구모형은 [그림 1]과 같다. 종속변수는 우울 증상 수준과 삶의 만족도였고, 독립변수는 선행연구 결과를 바탕으로 개인체계(개인, 건강)요인과 사회환경체계(가족, 사회환경)요인들을 선정하였다. 개인요인에는 연령, 결혼상태, 학력, 연간 가구 소득, 종교를 포함했고, 건강요인에는 주관적 건강상태와 만성질환 개수를 포함했다. 가족요인의 주요 변수로는 가구원수, 생존 형제자매수, 생존 자녀 수, 주 1회 이상 만나는 자녀수, 주 1회 이상 연락하는 자녀수 등을 포함했다. 사회환경요인에는 지인들과 만나는 횟수, 참여모임 개수, 사회보장소득 수급 여부를 포함했다. 본 연구모형은 여러 생태체계 결정 요인들이 우울 증상 수준과 삶의 만족도에 장기적으로 영향을 미치고 그 영향 요인과 영향 정도는 중년 여성과 고령 여성 집단 간에 차이가 있다고 가정하였다.
2. 연구대상자 및 자료수집
본 연구는 한국고용정보원의 고령화연구패널(Korean Longitudinal Study of Aging: KLoSA)을 활용하였다. 고령화연구패널의 모집단은 제주도 및 도서지역을 제외한 지역에 거주하는 45세 이상 중고령자이며, 2005년 인구주택총조사의 조사구를 표집틀로 하였다. 모집단은 지역과 주거형태별로 층화하고, 계통추출법을 적용하여 1,000개의 표본조사구를 추출하였다. 조사대상 표본조사구가 결정된 뒤 가구명부를 이용하여 조사구 별로 가구를 임의로 선정하였으며 이 중 6,171개 가구에 거주하는 10,254명을 패널로 구축하여 2006년 제1차 기본조사를 시작하였다. 이후 짝수 년에는 조사 대상 패널을 대상으로 기본조사를 실시하고 있고, 홀수 년에는 특별조사를 실시하고 있다. 기본조사에서는 노트북 컴퓨터를 이용한 대인면접방법(Computer Assisted Personal Interviewing: CAPI)으로 설문조사를 실시하고 있으며, 주요 설문 내용은 인구, 가족, 건강, 고용, 소득과 소비, 자산, 주관적 기대감과 삶의 질 등을 포함하고 있다. 표본 유지율은 제2차 기본조사 86.6%, 제3차 기본조사 81.7%, 제4차 기본조사 80.1%, 제5차 기본조사 79.2%, 제6차 기본조사 78.0%이다(신종각, 안준기, 김경희, 김은영, 권윤섭, 2015; 한국고용정보원, 2018). 본 연구는 2006년 제1차 기본조사 데이터와 2016년 제6차 데이터를 이용하였다. 대부분의 변수들은 고령화연구패널 1~6차 라이트버젼 자료에서 추출했고, 참여모임 개수와 사회보장소득 수급 여부 변수만 원자료에서 추출하여 분석에 사용하였다. 본 연구의 대상은 제1차 기본조사 중･고령 여성 5,791명 중에서 제6차 기본조사에도 참여한 중고령 여성 3,543명이었다1).
3. 측정도구
가. 우울 증상 수준
고령화연구패널에서는 우울 증상 수준의 측정을 위해 10문항으로 구성된 한국판 역학연구센터 우울 척도(Center for Epidemiological Studies-Depression Scale: CES-D) 단축형이 사용되었다. CES-D 단축형은 노인의 우울 증상 수준을 확인하는 진단 도구로 널리 활용되고 있다(Irwin, Artin, & Oxman, 1999). CES-D 단축형의 각 문항은 0점부터 3점까지의 4점 척도로 측정되며 응답 범위는 0점에서 30점까지이다. 점수가 높을수록 우울 증상 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서 CES-D 단축형의 신뢰도(Cronbach’s alpha)는 제1차 기본조사 데이터 0.81, 제6차 기본조사 데이터 0.84이었다.
나. 삶의 만족도
본 연구의 종속변수인 삶의 만족도는 생활 전반에 대한 삶의 만족도(질) 수준을 측정하는 단일 문항을 사용하였다. 이 문항은 동년배 집단과 비교했을 때 응답자 본인의 만족도가 어느 정도인지 파악하는 방식으로 0점부터 10점 단위로 100점까지 측정되며 응답 범위는 0점에서 100점까지이다. 점수가 높을수록 삶의 만족도가 높음을 의미한다.
다. 생태체계요인
1) 개인체계
개인요인. 연령, 결혼상태, 학력, 연간 가구 소득, 종교 등이 개인 요인에 포함된다. 연령은 연속변수 그대로 사용하였고, 결혼상태는 혼인중, 별거, 이혼, 사별 또는 실종, 결혼한 적 없음으로 구분되는데 혼인중(1)과 그렇지 않음(0)으로 분류하였다. 연간 가구소득은 임금소득, 자영업/사업체소득, 부업소득, 각종 연금소득 등을 모두 합한 총 금액을 사용하였고, 이를 4분위수로 구분하여 측정하였다. 학력은 초등학교 졸업 이하(1), 중학교 졸업(2), 고등학교 졸업(3), 대학교 졸업 이상(4)으로 구분하여 사용하였다. 종교는 종교없음(0)과 종교있음(1)으로 구분하여 사용하였다.
건강요인. 건강 요인으로 주관적 건강상태와 만성질환 개수를 포함하였다. 주관적 건강상태는 응답자의 건강상태에 대해 어떻게 생각하는지에 대해서 매우 나쁨(1)부터 매우 좋음(5)까지 5점 척도로 측정하였다. 만성질환 개수는 고혈압, 당뇨병, 암(악성종양), 폐질환, 간질환, 심장질환, 뇌혈관질환, 정신과적질환, 관절염 및 류마티스 질환 등 9가지 질환의 진단여부를 예(1)와 아니오(2)로 구분한 뒤 예(1)로 답한 질환의 총합을 구해서 사용하였다.
2) 사회환경체계
가족요인. 가구원수, 생존 형제자매수, 생존 자녀수, 주 1회 이상 만나는 비동거자녀 수, 주 1회 이상 연락(전화, 편지, e-mail 등)하는 비동거자녀수 등이 가족요인으로 포함되었다．가구원수는 1인(1), 2인(2), 3인(3), 4인(4), 5인 이상(5)로 구분하였고, 생존 형제자매수와 생존 자녀수는 현재 생존하고 있는 형제자매수와 자녀수에 대한 문항으로 연속변수 그대로 사용하였다. 주 1회 이상 만나는 비동거자녀수와 주 1회 이상 연락하는 비동거자녀수는 1명(1), 2명(2), 3명 이상(3)으로 구분하여 사용하였다.
사회환경요인. 지인들과 만나는 횟수, 참여모임 개수, 사회보장소득 수급 여부를 사회환경요인에 포함하였다. 지인들과 만나는 횟수는 친하게 지내는 사람없음(1)부터 거의 매일(10)까지 10점 척도로 측정하였다. 참여하고 있는 모임 개수는 종교, 친목, 여가/문화/스포츠 관련단체, 동창회/향우회/종친회, 자원봉사, 정당/시민단체/ 이익단체, 기타 모임의 총 횟수를 측정하여 사용하였다. 사회복지 수급 여부는 지난해를 기준으로 실업급여, 산재급여, 국민기초생활대상자 급여, 보훈연금 급여, 기타 사회복지수당 중 하나라도 받은 적이 있으면 예(1), 전혀 받은 적이 없으면 아니오(0)로 구분하여 측정하였다.
4. 분석방법
여러 생태체계 요인, 우울 증상, 삶의 만족도 간의 구조적 관계 검증을 위해 다음과 같이 분석하였다. 첫째, 주요 변수에 대한 정규성 검증을 위해 기술통계분석과 상관관계 분석을 실시하였다. 둘째, 본 연구의 연구 모형의 적합성 검증을 위해서 구조방정식모형(Structural Equation Modeling: SEM) 분석을 실시하였다. 우선 전체 연구 대상자를 포함한 단일집단에 대해 모형적합도를 확인하였는데, 모형적합도는 절대적합지수인 χ2와 증분적합지수인 CFI, SRMR, RMSEA를 사용하여 검증하였다. χ2 통계량은 값이 작고 확률값이 클수록 적합도가 좋고, CFI는 .90이상이면 수용할 정도의 적합도이며, RMSEA와 SRMR은 .05보다 작을 때 적합도가 있는 것으로 간주된다(Browne & Cudeck, 1993). 그 다음 단계로 중년 여성과 고령 여성 두 집단을 구분하여 다집단 구조방정식모형(Multigroup SEM)을 분석하였다. 다집단 구조방정식모형 분석은 모든 경로 계수에 대해 두 집단 간에 동일화 제약을 가하지 않은 모델과 동일화 제약을 가한 모델을 비교하여 두 집단의 경로 계수가 통계적으로 유의미한 차이가 있는지 검증하는 방법이다(Brown, 2006). 마지막으로, 다집단 구조방정식모형의 효과분해를 토대로 매개효과를 검증하였다. 자료의 결측값은 목록별 삭제(listwise deletion) 방법을 사용하여 포함하지 않았고, 구조방정식모형 분석 과정에서는 신뢰성 있는 결과 산출을 위해 제6차 기본조사 데이터의 종단 가중치를 적용하여 분석하였다. 본 연구의 자료 분석을 위해서 MPlus8.0과 SPSS 24.0을 이용하였다.
Ⅳ. 연구 결과
1. 주요 변수의 기술통계
전체 집단을 대상으로 실시한 주요 변수의 기술통계분석 결과는 <표 1>과 같다. 주요 독립변수는 연속변수와 순위변수만 포함하여 분석하였다. 우울 증상 수준은 1차와 6차의 평균 점수가 비슷한 수준이었고 삶의 만족도는 1차보다 6차의 평균 점수가 다소 낮은 편이었다. 주요 변수의 정규성 검토를 위해 왜도와 첨도를 살펴본 결과, 절댓값이 모두 3.0을 넘지 않아서 정규성분포의 기본 가정이 모두 충족됨을 확인하였다(Byrne, 2010).
표 1.
주요 변수의 기술통계량 (N=3,543)
| 체계 | 요인 구분 | 변수 | 전체 집단
|
||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 평균 | 표준편차 | 범위 | 왜도(SE) | 첨도(SE) | |||
| 개인체계 | 개인요인 | 연령 | 60.14 | 9.89 | 45~97 | 0.31(0.04) | -0.74(0.08) |
|
|
|||||||
| 학력 | 1.74 | 0.95 | 1~4 | 0.84(0.04) | -0.69(0.08) | ||
|
|
|||||||
| 연간 가구 소득(4분위) | 2.45 | 1.12 | 1~4 | 0.10(0.04) | -1.35(0.09) | ||
|
|
|||||||
| 건강요인 | 주관적 건강상태 | 2.97 | 0.96 | 1~5 | -0.16(0.04) | -0.75(0.08) | |
|
|
|||||||
| 만성질환 개수 | 0.55 | 0.60 | 0~2 | 0.59(0.04) | -0.58(0.08) | ||
| 사회 환경 체계 | 가족요인 | 가구원수 | 2.82 | 1.21 | 1~5 | 0.41(0.04) | -0.89(0.08) |
|
|
|||||||
| 생존 형제자매수 | 3.32 | 2.00 | 0~11 | 0.15(0.04) | -0.46(0.08) | ||
|
|
|||||||
| 생존 자녀수 | 3.08 | 1.50 | 0~9 | 0.75(0.04) | 0.61(0.08) | ||
|
|
|||||||
| 주1회 이상 만나는 자녀수 | 1.41 | 0.65 | 1~3 | 1.32(0.08) | 0.51(0.16) | ||
|
|
|||||||
| 주1회 이상 연락하는 자녀수 | 1.89 | 0.82 | 1~3 | 0.20(0.05) | -1.50(0.11) | ||
|
|
|||||||
| 사회환경요인 | 지인들과 만나는 횟수 | 7.86 | 2.70 | 1~10 | -1.49(0.04) | 1.22(0.08) | |
|
|
|||||||
| 참여모임 개수 | 1.07 | 0.91 | 0~6 | 1.08(0.04) | 2.15(0.08) | ||
| 종속변수 | 우울 증상 수준(1차) | 6.63 | 4.92 | 0~30 | 1.22(0.04) | 2.34(0.08) | |
|
|
|||||||
| 우울 증상 수준(6차) | 6.63 | 5.37 | 0~30 | 0.92(0.04) | 0.85(0.08) | ||
|
|
|||||||
| 삶의 만족도(1차) | 61.95 | 21.21 | 0~100 | 0.73(0.36) | 0.36(0.08) | ||
|
|
|||||||
| 삶의 만족도(6차) | 61.33 | 16.20 | 0~100 | 0.63(0.04) | 0.33(0.08) | ||
2. 주요 변수 간 상관관계분석
<표 2>는 주요 변수 간의 상관관계에 대한 결과이다. 분석 결과, 1차 삶의 만족도는 다른 모든 변수들과 통계적으로 유의미한 상관관계를 보였고, 6차 삶의 만족도는 주1회 만나는 자녀수와 주 1회 연락하는 자녀수를 제외한 모든 변수와 통계적으로 유의미한 상관관계를 보였다. 1차 우울 증상 수준(r=-.27, p<.001) 6차 우울 증상 수준(r=-.47, p<.001), 연령(r=-.24, p<.001), 만성질환개수(r=-.19, p<.001), 생존자녀수(r=-.05, p<.01) 등은 6차 삶의 만족도와 부적인 상관관계를 보였고, 나머지 다른 변수들과 6차 삶의 만족도 간에는 모두 정적인 상관관계가 나타났다(r=.01∼.26). 상관관계분석 결과 모든 상관관계의 값이 ±.65를 넘지 않아 다중공선성 문제의 발생 가능성이 낮은 것으로 확인되었다.
표 2.
주요 변수 간 상관관계 (N=3,543)
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | 12 | 13 | 14 | 15 | 16 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. 삶의 만족도(1차) | 1 | |||||||||||||||
| 2. 삶의 만족도(6차) | .34*** | 1 | ||||||||||||||
| 3. 우울증상수준(1차) | -.41*** | -.27*** | 1 | |||||||||||||
| 4. 우울증상수준(6차) | -.22*** | -.47*** | .30*** | 1 | ||||||||||||
| 5. 연령 | -.17*** | -.24*** | .22*** | .23*** | 1 | |||||||||||
| 6. 학력 | .25*** | .23*** | -.23*** | -.17*** | -.54*** | 1 | ||||||||||
| 7. 연간 가구 소득 | .24*** | .18*** | -.23*** | -.15*** | -.33*** | .32*** | 1 | |||||||||
| 8. 주관적건강상태 | .36*** | .26*** | -.45*** | -.23*** | -.37*** | .40*** | .27*** | 1 | ||||||||
| 9. 만성질환개수 | -.20*** | -.19*** | .26*** | .19*** | .38*** | -.30*** | -.20*** | -.48*** | 1 | |||||||
| 10. 가구원수 | .14*** | .12*** | -.13*** | -.07*** | -.27*** | .21*** | .39*** | .17*** | -.14*** | 1 | ||||||
| 11. 생존형제자매수 | .12*** | .13*** | -.16*** | -.15*** | -.35*** | .17*** | .13*** | .16*** | -.11*** | .08*** | 1 | |||||
| 12. 생존자녀수 | -.05** | -.05** | .13*** | .11*** | .53*** | -.39*** | -.19*** | -.24*** | .20*** | -.08*** | -.18*** | 1 | ||||
| 13. 주 1회이상 만나는 자녀수 | .07* | .06 | -.02 | .02 | .13*** | -.09** | -.03 | -.03 | .07* | -.05 | -.03 | .25*** | 1 | |||
| 14. 주1회이상 연락하는 자녀수 | .05* | .01 | -.02 | .04 | .24*** | -.17*** | -.11*** | -.07** | .11*** | -.16*** | -.05* | .43*** | .45*** | 1 | ||
| 15. 지인 만남 횟수 | .13*** | .14*** | -.11*** | -.11*** | -.001 | .001 | -.01 | .06** | -.02 | -.05** | .03 | .04* | .04 | .08** | 1 | |
| 16. 참여모임 개수 | .25*** | .23*** | -.20*** | -.14*** | -.24*** | .32*** | .20*** | .18*** | -.09*** | .09*** | .12*** | -.18*** | -.01 | -.03 | .29*** | 1 |
*p<.05, **p<.01, ***p<001.
3. 구조방정식모형 분석
본 연구 모형의 적합성 검증을 위해서 구조방정식모형 분석을 실시하였다. 우선 전체 연구 대상자를 포함한 단일 집단에 대해 최대우도 추정법에 의한 측정모형의 적합도를 확인한 결과, χ2(df=20)=191.459(p<0.05), RMSEA=0.049, CFI= 0.935, SRMR=0.030, 90% C.I.=0.043, 0,056으로 모형 적합도가 본 연구의 자료에 적합한 것으로 나타났다. 측정 모형의 적합성이 확인되었기 때문에, 두 번째 단계로 중년 여성과 고령 여성 집단을 구분하여 다집단 구조방정식모형 분석을 실시하였다. 분석결과, χ2(df=60)=247.052(p<0.05), RMSEA=0.042, CFI= 0.931, SRMR=0.026, 90% C.I.=0.037, 0,047로 모형의 적합도가 본 연구의 자료에 적합한 것으로 나타났다.
<표 3>과 [그림 2]는 구조방정식모형의 변수 간 영향관계를 분석한 결과이다. 집단별로 통계적으로 유의미한 결과를 보인 변수들을 위주로 살펴보면 다음과 같다. 중년 여성의 경우, 개인요인 중 결혼상태는 혼인중인 여성일수록 1차 우울 증상 수준이 낮고(β=-.112, p<.05) 1차 삶의 만족도는 높은 것으로 나타났다(β＝.099, p<.05). 연간 가구 소득이 높을수록 1차 우울 증상 수준이 감소되고(β=-.081, p<.05) 1차 삶의 만족도가 높은 경향을 보였으며(β=.122, p<.001), 종교가 있는 경우 1차 삶의 만족도에 부정적인 영향을 주는 것으로 나타났다(β=-.078, p<.05). 건강요인 중에서는 주관적 건강상태가 높을수록 1차 우울 증상 수준이 낮아지고(β=-.318, p<.001) 1차 삶의 만족도가 높아지는 경향을 보였다(β= .156, p<.001). 가족요인 중에서는 주1회 이상 연락하는 자녀 수가 많을수록 1차 우울 증상 수준이 통계적으로 유의미하게 낮았고(β=-.174, p<.05), 사회환경요인 중에서는 참여 모임 개수가 많을수록 1차 우울 증상 수준이 낮아지고(β =-.099, p<.05) 1차 삶의 만족도는 높아지는 것으로 나타났다(β=.162, p<.001). 1차 우울 증상 수준이 높을수록 1차 삶의 만족도는 낮았고(β=-.167, p<.001), 6차 우울 증상 수준이 높을수록 6차 삶의 만족도 또한 낮아지는 경향을 보였다(β=-.317, p<.001). 우울 증상 수준과 삶의 만족도 간의 장기적인 영향력을 살펴보면, 1차 우울 증상 수준이 높을수록 6차 우울 증상 수준이 높아지는 자기회귀 효과를 보였으나(β=.214, p<.001), 1차 우울증상수준의 6차 삶의 만족도에 대한 영향력은 통계적으로 유의미하지 않았다(β=-.048, p>.05). 또한 1차 삶의 만족도가 높을수록 6차 우울 증상 수준이 낮아지는 장기적 시차 효과(β=-.085, p<.05)와 함께 6차 삶의 만족도는 높아지는 자기회귀 효과도 나타났다(β=.188, p<.001).
표 3.
구조방정식모형 분석결과 (N=3,543)
| 경로 | 중년 여성
|
고령 여성
|
t | ||
|---|---|---|---|---|---|
| 표준화계수(비표준화계수) | 표준오차 | 표준화계수(비표준화계수) | 표준오차 | ||
| 연령 → 우울 증상 수준(1차) | .021(.034) | .043 | -.033(-.023) | .027 | .792 |
| 연령 → 삶의 만족도(1차) | -.052(-.407) | .038 | .040(.119) | .028 | 1.706 |
| 결혼상태 → 우울 증상 수준(1차) | -.112(-1.450)* | .046 | -.112(-1.253)*** | .023 | .298 |
| 결혼상태 → 삶의 만족도(1차) | .099(6.173)* | .045 | .060(2.851)* | .024 | 1.093 |
| 학력 → 우울 증상 수준(1차) | -.004(-.016) | .039 | -.032(-.206) | .023 | .814 |
| 학력 → 삶의 만족도(1차) | .057(1.278) | .037 | .080(2.184)*** | .023 | .880 |
| 연간 가구 소득 → 우울 증상 수준(1차) | -.081(-.338)* | .037 | -.093(-.480)*** | .021 | .744 |
| 연간 가구 소득 → 삶의 만족도(1차) | .122(2.459)*** | .032 | .112(2.449)*** | .023 | .012 |
| 종교 유무 → 우울 증상 수준(1차) | .008(.071) | .036 | -.029(-.325) | .020 | 1.026 |
| 종교 유무 → 삶의 만족도(1차) | -.078(-3.291)* | .033 | .018(.829) | .019 | 2.462* |
| 주관적 건강상태 → 우울 증상 수준(1차) | -.318(-1.556)*** | .043 | -.370(-2.035)*** | .022 | 1.787 |
| 주관적 건강상태 → 삶의 만족도(1차) | .156(3.669)*** | .040 | .152(3.542)*** | .025 | .116 |
| 만성질환 개수 → 우울 증상 수준(1차) | .031(.286) | .044 | .056(.488)* | .022 | .448 |
| 만성질환 개수 → 삶의 만족도(1차) | .043(1.935) | .035 | -.024(-.896) | .021 | 1.605 |
| 가구원수 → 우울 증상 수준(1차) | .034(.136) | .046 | -.029(-.122) | .020 | 1.262 |
| 가구원수 → 삶의 만족도(1차) | .026(.494) | .044 | .010(.183) | .023 | .330 |
| 생존 형제자매수 → 우울 증상 수준(1차) | -.010(-.024) | .037 | -.074(-.190)** | .022 | 1.591 |
| 생존 형제자매수 → 삶의 만족도(1차) | <.001(.002) | .033 | .037(.402) | .021 | .904 |
| 생존자녀수 → 우울 증상 수준(1차) | -.016(-.084) | .048 | .030(.103) | .027 | .700 |
| 생존자녀수 → 삶의 만족도(1차) | .004(.092) | .057 | .075(1.091)** | .026 | .675 |
| 주1회 이상 만나는 자녀수 → 우울 증상 수준(1차) | .205(1.648) | .116 | -.036(-.291) | .039 | 2.007* |
| 주1회 이상 만나는 자녀수 → 삶의 만족도(1차) | <.001(.015) | .108 | .055(1.853) | .035 | .422 |
| 주1회 이상 연락하는 자녀수 → 우울 증상 수준(1차) | -.174(-1.095)* | .086 | -.070(-.432)* | .033 | 1.150 |
| 주1회 이상 연락하는 자녀수 → 삶의 만족도(1차) | .132(3.993) | .083 | .049(1.293) | .030 | 1.013 |
| 지인들과 만나는 횟수 → 우울 증상 수준(1차) | .015(.024) | .048 | -.084(-.154)** | .024 | .448 |
| 지인들과 만나는 횟수 → 삶의 만족도(1차) | .057(.434) | .039 | .040(.315) | .021 | .345 |
| 참여모임 개수 → 우울 증상 수준(1차) | -.099(-.405)* | .039 | -.031(-.194) | .021 | 2.014* |
| 참여모임 개수 → 삶의 만족도(1차) | .162(3.202)*** | .042 | .108(2.828)*** | .021 | .378 |
| 사회보장소득 수급 여부 → 우울 증상 수준(1차) | .033(1.422) | .045 | -.018(-.242) | .022 | 1.019 |
| 사회보장소득 수급 여부 → 삶의 만족도(1차) | -.014(-3.008) | .025 | -.025(-1.381) | .023 | .30 |
| 우울 증상 수준(1차) → 삶의 만족도(1차) | -.167(-.803)*** | .043 | -.287(-1.216)*** | .022 | 1.814 |
| 우울 증상 수준(1차) → 우울 증상 수준(6차) | .214(.244)*** | .041 | .259(.277)*** | .025 | .593 |
| 우울 증상 수준(1차) → 삶의 만족도(6차) | -.048(-.170) | .041 | -.042(-.135) | .024 | .166 |
| 삶의 만족도(1차) → 우울 증상 수준(6차) | -.085(-.020)* | .036 | -.114(-.029)*** | .027 | .778 |
| 삶의 만족도(1차) → 삶의 만족도(6차) | .188(.138)*** | .035 | .256(.193)*** | .022 | 1.770 |
| 우울 증상 수준(6차) → 삶의 만족도(6차) | -.317(-.985)*** | .039 | -.425(-1.269)*** | .019 | 2.185* |
*p<.05, **p<.01, ***p<001.
그림 2.
구조방정식모형(중년여성 vs. 고령여성)
주: 1) 첫 번째 경로계수는 중년여성 집단의 표준화계수이고, 두 번째 경로계수는 고령여성 집단의 비표 준화계수임.
2) 위첨자 “1”은 각 경로계수에서 중년여성과 고령여성 간의 집단 차이가 통계적으로 유의함(p<.05)을 의미함.
*p<.05, **p<.01, ***p<.001.
고령 여성의 경우, 개인요인 중 결혼상태와 학력, 연간 가구 소득 등의 변수가 통계적으로 유의미한 결과를 보였다. 혼인 중인 여성일수록 1차 우울 증상 수준이 낮은 반면(β= -.112, p<.001), 1차 삶의 만족도는 높은 것으로 나타났다(β=.060, p<.05). 또한 학력이 높을수록 1차 삶의 만족도가 높았으며(β=.080, p<.001), 연간 가구 소득이 높을수록 1차 우울증상수준이 감소되고(β=-.093, p<.001) 1차 삶의 만족도가 높은 경향을 보였다(β=.112, p<.001). 건강요인 중에서는 주관적 건강상태가 높을수록 1차 우울 증상수준이 낮아지고(β=-.370, p<.001) 1차 삶의 만족도가 높아지는 경향을 보였다(β=.152, p<.001). 만성질환 개수가 많을수록 1차 우울 증상 수준이 높아지는 것으로 나타났다(β=.056, p<.05). 가족요인 중에서는 생존 형제자매수가 많을수록 1차 우울 증상수준이 낮아지고(β=-.074, p<.01), 생존자녀수가 많을수록 삶의 만족도가 높게 나타났다(β=.074, p<.01). 아울러 주1회 이상 연락하는 자녀수가 많을수록 1차 우울 증상 수준이 통계적으로 유의미하게 낮았다(β=-.070, p<.05). 사회환경요인 중에서는 참여 모임개수가 많을수록 1차 삶의 만족도가 높아지는 것으로 나타났다(β= .108, p<.001). 중년여성과 비슷하게 1차 우울 증상 수준이 높을수록 1차 삶의 만족도는 낮았고(β=-.287, p<.001), 6차 우울 증상 수준이 높을수록 6차 삶의 만족도 또한 낮아지는 경향을 보였다(β=-.425, p<.001). 우울 증상 수준과 삶의 만족도 간의 장기적인 영향력은, 1차 우울증 상수준이 높을수록 6차 우울 증상 수준이 높아지는 자기회귀 효과(β=.259, p<.001)는 있었으나 1차 우울 증상 수준의 6차 삶의 만족도에 대한 장기적인 시차 효과는 보이지 않았다(β= -.042, p>.05). 또한 1차 삶의 만족도가 높을수록 6차 우울 증상 수준이 낮아지는 장기 시차 효과(β=-.114, p<.05)를 보였고 6차 삶의 만족도는 높아지는 자기회귀효과를 보였다(β=.256, p<.001).
마지막으로 모든 경로 계수에 대해 중년 여성과 고령 여성 집단 간에 동일화 제약을 가하지 않은 모델과 동일화 제약을 가한 모델을 비교하여 두 집단의 경로 계수를 비교하였다. 각 경로 계수의 집단 차이는 카이제곱 차이 검정(nested χ2 difference test)을 이용하였다. 검정 결과 두 집단 간에 4개의 경로 계수에서 차이가 있었다. 종교가 1차 삶의 만족도에 미치는 영향의 경로 계수(critical ratio[CR]=2.462, p<.05)와 주 1회 이상 만나는 자녀수가 1차 우울 증상 수준에 미치는 영향의 경로 계수(CR=2.007, p<.05), 참여모임 개수에서 1차 우울 증상 수준으로 이어지는 경로계수(CR=2.014, p<.01)는 중년 여성이 고령 여성보다 더 높게 나오면서 두 집단 간의 차이를 보였다. 반면 6차 우울 증상수준이 6차 삶의 만족도에 미치는 영향의 경로 계수는 고령 여성이 중년 여성보다 더 높게 나오면서 두 집단 간의 차이를 보였다(CR=2.185, p<.05).
Ⅴ. 논의 및 결론
본 연구는 2006년 제1차 고령화연구패널(KLoSA) 기본조사 데이터와 2016년 제6차 고령화연구패널(KLoSA) 기본조사 데이터를 이용하여 우리나라 45세 이상 중･고령 여성을 대상으로 생태체계적 결정 요인들이 우울 증상 수준과 삶의 만족도에 미치는 장기적인 영향력을 파악하는데 목적이 있다. 본 연구의 주요결과에 따른 논의는 다음과 같다.
첫째, 생태체계적 결정 요인들이 각각 1차 우울 증상 수준과 1차 삶의 만족도에 미치는 영향력을 살펴본 결과, 중년 여성과 고령 여성 두 집단의 1차 우울 증상 수준에 영향을 미친 공통된 생태체계적 개인요인은 결혼상태와 연간 가구 소득, 건강요인은 주관적 건강상태, 가족요인은 주1회 이상 연락하는 비동거 자녀수였다. 두 집단의 1차 삶의 만족도에 공통적으로 영향을 미친 요인은 개인요인에서는 결혼상태, 연간 가구 소득, 건강요인에서는 주관적 건강상태, 그리고 환경요인에서 참여모임 개수로 나타났다. 우선 생태체계적 개인요인 중에서 결혼상태의 경우, 혼인중인 중･고령 여성의 우울 증상수준은 낮았고 삶의 만족도는 높은 것으로 나타났으며 이 결과는 선행연구 결과(변외진, 김춘경, 2006; 성지미, 안주엽, 2017)를 지지한다. 이는 중･고령기 배우자의 존재는 생활에 필요한 가사 노동을 함께 수행하면서 경제적･심리적 문제에 대한 부담을 감소시키고, 질병 등의 문제에 직면했을 때 도움이나 돌봄을 제공 받을 수 있는 지지망의 역할을 하기 때문에 이들의 정신건강에 긍정적 영향을 미치는 것으로 볼 수 있다(정영미, 2005). 다음으로 연간 가구 소득이 높을수록 중･고령 여성의 우울 증상 수준은 낮았고 삶의 만족도는 높아지는 것으로 확인되었다. 경제적 수준은 연령에 상관없이 우울 증상을 감소시키는 주요 변인임이 여러 선행연구(윤순덕, 한경혜, 2004; 임창희, 한수진, 2008)를 통해 증명되었는데, 이는 품위 유지나 여가활동과 같은 사회적 교류의 지속을 가능하게 하여 심리적 만족감을 증진시키기 때문인 것으로 해석된다(윤순덕, 한경혜, 2004). 또한 경제적 수준은 인간의 기본적인 생계문제와 직결되기 때문에 삶의 만족도를 결정하는 주요인으로 볼 수 있다(강소량, 최은영, 2016). 노년기에 경제적 수준이 높을수록 자립적 생활을 영위하고 있다는 자부심으로 인해 삶의 만족도가 높다는 연구결과(석말숙, 2004)와 유사한 맥락이다. 또한 생태체계적 건강요인 중에서 주관적 건강상태를 좋게 인지할수록 중･고령 여성의 우울 증상 수준은 감소하였고 삶의 만족도는 증가하는 것으로 확인되었는데 이러한 결과는 선행연구의 결과(박경은, 권미형, 권영은, 2013; 남기민, 정은경, 2011)를 지지한다. 이 결과는 주관적 건강상태를 좋게 인지할수록 가정과 사회에서 많은 역할을 담당하고, 다양한 사회활동과 여가활동에 참여할 수 있기 때문에 우울 증상의 완화와 삶의 만족도 향상에 기여하는 것으로 사료된다. 마지막으로 생태체계적 가족요인과 관련해서 비동거 자녀와의 만남이 많을수록 우울 증상 수준은 감소하고 참여 모임 개수가 많을수록 삶의 만족도는 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 선행연구의 결과(림금란, 김희경, 안정선, 2011; Berg, Hassing, McClearn, & Johansson, 2006)와 일치하는 것으로 주변이웃이나 친구와의 관계를 통해 사회구성원으로서의 역할을 지속해나가면서 심리적 및 사회적 소외와 고립문제를 덜 경험하기 때문으로 보인다(허성호, 김종대, 2011).
둘째, 생태체계적 결정 요인들의 우울 증상 수준과 삶의 만족도에 대한 영향력 중에서 중년 여성과 고령 여성 집단 간에 통계적으로 유의미한 차이를 보인 경우는 개인요인 중에서 종교에서 1차 삶의 만족도로 이어지는 경로계수, 가족요인 중에서 주1회 이상 만나는 비동거 자녀수에서 1차 우울 증상 수준으로 이어지는 경로계수, 환경요인 중에서 참여모임 개수에서 1차 우울 증상 수준으로 이어지는 경로계수로 나타났다. 이 중에서 두 집단 간에 차이가 가장 크게 나타난 생태체계 요인은 개인요인인 종교였고, 그 뒤를 이어 환경요인인 참여모임 개수와 가족요인인 주1회 이상 만나는 비동거 자녀수 순으로 나타났다. 먼저 종교와 삶의 만족도를 살펴보면 중년 여성 집단에서는 종교가 1차 삶의 만족도를 떨어뜨리는 부정적인 영향요인이었으나 고령 여성 집단에서는 종교가 삶의 만족도를 높이는 긍정적인 영향요인이었다. 이러한 상반된 결과는 종교가 반드시 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것은 아님을 시사한다. 일례로 Strawbridge 등(1988)의 연구에서는 스트레스 종류에 따라 종교의 영향력이 다르게 나타났다. 반면 고령 여성은 중년 여성에 비해 배우자가 없거나 다른 가족 없이 혼자 사는 경우가 많고, 은퇴 후 사회활동 참여가 감소되기 때문에 종교 활동 참여 여부를 떠나서 종교가 있다는 것 자체만으로 고독감이나 우울감을 낮추는 요인으로 작용되어 삶의 만족도를 높이는 것으로 사료된다. 그러나 본 연구에서는 종교의 유형을 구분하지 않고 단지 종교를 있음과 없음으로 구분하여 분석하였으므로 본 연구결과를 단정적으로 해석하기에는 어려움이 있다. 주 1회 만나는 비동거 자녀수와 1차 우울 증상 수준과의 관계를 살펴보면 중년여성 집단에서는 주 1회 만나는 비동거 자녀수가 많을수록 우울 증상 수준이 높아진 반면 고령 여성 집단에서는 우울 증상 수준이 낮아졌다. 이러한 상반된 결과는 중년 여성의 경우, 일, 동거가족 돌봄 등으로 스트레스를 경험할 가능성이 높으며(양경미, 2015) 이러한 일상 스트레스는 우울로 이어진다고 볼 수 있다(이홍자, 김춘미, 이도현, 2016). 반면 고령 여성의 경우 비동거 자녀와의 만남이 많을수록 우울 증상 수준이 감소되는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 가족과의 친밀감과 가족지지가 우울 수준을 낮추는 것으로 확인된 Lee와 Holm(2011)의 연구결과를 지지한다고 볼 수 있다. 참여모임 개수와 우울 증상 수준과의 관계를 살펴보면 중년 여성과 고령 여성 집단 모두에서 참여하는 모임 개수가 많을수록 1차 우울 증상 수준이 낮아지는 경향을 보였는데 고령 여성보다는 중년 여성 집단에서 이러한 긍정적인 영향력이 상대적으로 더 크게 나타났다. 이와 같은 결과는 참여모임 개수가 우울 증상 수준에 미치는 상대적 영향력이 연령에 따라 다를 수 있음을 시사한다. 중년 여성의 경우 종교, 친목, 여가, 동창회, 기타 모임 등 다양한 모임 참여를 통해 다양한 사람들과 교류를 하면서 스트레스를 해소하고 이러한 과정을 통해 우울 증상 수준이 낮아졌을 가능성이 있다. 반면 고령 여성의 경우 사회활동 참여보다는 자녀와의 만남을 통한 가족 지지가 이들의 우울 증상을 줄이는데 긍정적 영향을 미치는 것으로 사료된다.
셋째, 중년 여성과 고령 여성 집단 모두에서 우울 증상 수준과 삶의 만족도의 시간에 따른 자기회귀 효과와 우울 증상 수준과 삶의 만족도 간의 장기적인 시차 효과가 나타났다. 즉, 두 집단 모두 1차 우울 증상 수준이 높을수록 6차 우울 증상 수준이 높았고, 1차 삶의 만족도가 높을수록 6차 삶의 만족도가 높았다. 또한 두 집단 모두 1차 우울 증상이 높을수록 6차 삶의 만족도가 낮고 1차 삶의 만족도가 높을수록 6차 우울 증상이 낮은 결과를 보였다. 이러한 결과는 시간이 지날수록 우울 증상 수준이 높아지고(이현주, 2013), 삶의 만족도 또한 높아진다는 기존의 종단연구 결과를 지지한다(Gana, Bailly, Saada, Joulain, & Alaphilippe, 2013). 초기 삶의 만족도가 이후 우울 증상을 감소시키는 보호 요인이 되는 반면 초기 우울 증상이 삶의 만족도를 떨어뜨리는 위험 요인이 될 수 있다는 본 연구 결과는 장기적인 측면에서 보호 요인을 더욱 강화하고 위험 요인은 약화시킬 수 있을지에 대한 방안을 구체적으로 모색할 필요가 있음을 강조한다.
넷째, 우울 증상 수준과 삶의 만족도 간의 관계에서 6차 우울 증상 수준에서 6차 삶의 만족도로 이어지는 경로계수만 중년 여성과 고령 여성 집단 간에 통계적으로 유의미한 차이를 보였다. 즉, 중년 여성에 비해 고령 여성의 6차 우울 증상 수준이 6차 우울 삶의 만족도에 미치는 영향력이 상대적으로 더 큰 것으로 나타났다. 이 결과는 중년여성에 비해 고령 여성이 우울 증상에 더 취약하고 이로 인해 삶의 만족도를 더 떨어뜨리는 결과로 이어짐을 의미한다. 이러한 결과는 고령 여성의 경우 노년기에 필연적으로 겪는 신체적인 건강 약화, 배우자와의 사별 등과 같은 어려움이 우울 증상을 높이고 더 나아가 전반적인 삶의 만족도를 낮춘다는 선행연구의 결과(윤명숙, 이묘숙, 2011)를 지지한다.
본 연구결과를 바탕으로 중년 여성과 고령 여성의 우울 증상 예방과 삶의 만족도를 향상시키기 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 우울 증상 수준이 중년 여성과 고령 여성집단 모두의 삶의 만족도에 영향을 미친다는 결과를 볼 때, 우울 증상 수준을 경감시킬 수 있는 국가적 차원에서의 조기 예방 및 프로그램의 확대가 필요하다. 초기에 우울증상 수준을 낮추지 않으면 지속적으로 우울 증상 수준이 높아지며 이는 곧 삶의 만족도를 떨어뜨리는 위험요인이 될 수 있다. 현재 문재인 정부는 ‘자살예방 및 생명존중문화 확산’을 국정과제로 포함하였으며 이를 실행하기 위해서 2018년 보건복지부에서 ‘자살예방 국가행동계획’을 마련하였다. ‘자살예방 국가행동계획’은 우울증 국가 검진 대상을 40세부터 70세까지로 확대하고 의료기관을 방문하거나 만성질환을 가진 사람을 대상으로 우울증 검사를 강화하는 내용이 포함되어 있다. 국가적 차원에서의 조기 우울증 선별 검사를 통해 우울증 고위험군을 발견한 경우 정신건강 서비스 제공기관에 대한 정보를 제공하고 누구나 관련 서비스를 이용할 수 있도록 접근성을 높일 필요가 있다. 현재 선별된 우울증 고위험군에게 필요한 서비스를 제공하는 지역사회 기반의 서비스 체계가 부족한 상태이다. 그러므로 조기 우울증 발견부터 치료까지 연계될 수 있는 지속 가능한 정신건강 서비스 체계의 확립이 필요하다. 이를 위해 동주민센터, 정신건강복지센터, 지역의 공공의료기관, 일차의료기간 등 지역 내 다양한 전문 서비스체계 간 협력이 요구된다. 곧 정부에서 도입할 계획인 커뮤니티케어는 지역사회를 기반으로 개개인의 욕구에 맞는 복지급여와 서비스를 제공하는 혁신적인 사회서비스 체계(보건복지부 커뮤니티케어 추진단, 2018)로서 정신건강 예방 분야에도 적용 가능할 것으로 사료된다. 커뮤니티케어의 시행을 통해 정신건강서비스가 자리잡기 위해서는 일차의료강화와 함께 지역사회 보건시스템 내에서 의사, 간호사, 사회복지사 등을 포함한 정신건강전문인력의 확충이 필요하다.
둘째, 초기 삶의 만족도가 시간이 경과함에 따라 중년 여성과 고령 여성의 우울 증상 수준에 영향을 미친다는 점을 고려할 때 이들의 삶의 만족도를 향상시킬 수 있는 방안이 요구된다. 배우자와의 별거, 이혼, 사별은 강력한 생활 스트레스로써 중･고령 여성의 정신적 건강에 부정적으로 영향을 미치므로 이러한 스트레스를 해소하기 위해서 정서지원프로그램 개발과 사회적 지지망 구축이 필요하다. 특히 경제적으로 취약한 중･고령 여성의 삶의 만족도를 향상시키기 위해서는 노후소득 보장을 위한 대비가 필요할 것으로 보인다. 구체적으로, 경제활동을 가장 활발하게 하는 중년층을 대상으로 노후 준비를 위한 국가 차원의 재무설계 상담 등을 무료로 제공하고, 은퇴를 앞둔 중년 여성의 경우 임금피크제와 같은 고용보장이 필요하다. 65세 이상의 여성 고령자를 위해서는 기초노령연금과 같은 공공소득보장의 확대와 더불어 노인일자리사업 연계를 통해 보다 적극적인 사회활동과 일정수준 이상의 소득보장 확보가 가능하도록 돕는 것이 필요하다.
셋째, 중년 여성과 고령 여성 집단의 우울 증상과 삶의 만족도 경로는 상이한 것으로 나타났다. 이는 연령대별로 중년 여성과 고령 여성을 구분하여 맞춤형 우울 예방 및 삶의 만족도 향상을 위한 프로그램을 설계하고 적용할 필요가 있음을 보여준다. 특히 고령 여성에 비해 중년 여성의 경우 참여 모임 개수가 우울 증상 수준을 낮추는데 더 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 생태체계적 관점에서 보면 우울 증상수준을 감소시키기 위해서 사회환경체계와의 상호교류를 증가시키는 것이 중요함을 보여준다. 그러므로 중･고령 여성들이 여러 사회활동과 모임 참여를 통해 사회적 지지 체계를 형성해나갈 수 있도록 격려하고 지역사회복지관이나 기타 공공기관에서 다양한 프로그램을 개설하여 제공한다면 우울 증상 예방과 함께 삶의 만족도 향상에도 긍정적인 영향을 미칠 것이다. 구체적으로 중년 여성의 경우, 학습 및 자기계발, 자원봉사 활동, 취미활동, 스포츠 활동, 사교활동 등 다양한 여가활동에 참여함으로써 사회적 관계망을 넓혀나갈 수 있다．고령 여성의 경우 기존에 가입되어있는 친목 단체나 모임을 유지하되 체력 소모가 크지 않는 범위 내에서 새로운 여가활동에 참여함으로써 보다 건강한 노후생활을 영위할 수 있을 것이다．
본 연구의 한계점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 생태체계적 결정 요인들과 우울 증상 수준 및 삶의 만족도 간의 장기적 효과를 검증한 종단 연구이지만 고령화연구패널 중에서 두 시점의 자료만 사용하였고 두 시점의 간격이 10년이므로 정확한 인과관계를 밝히기에는 한계가 있다. 추후 연구에서는 두 시점 이상의 연차별 자료를 활용하여 시간의 경과에 따라 전반적인 정신건강이 어떻게 변화하는지 파악하고 각 시기별 위험 요인이 차이가 있는지 여부도 함께 분석할 필요가 있다. 둘째, 본 연구의 조사대상자의 수가 크기 때문에 효과의 크기가 작음에도 불구하고 유의미한 결과가 도출되었을 가능성이 있다. 셋째, 본 연구에서 사용한 주요 변수들 중에서 삶의 만족도는 단일문항으로 구성되어 있기 때문에 측정도구의 다면성과 신뢰도, 타당도 확보에 있어서 한계가 있다. 후속 연구에서는 삶의 만족도와 관련된 여러 변수들을 포함하여 연구모형을 설계하고 분석할 필요가 있다. 이러한 한계점에도 불구하고 본 연구는 대표성이 확보된 데이터인 고령화연구패널 기본조사 자료를 사용하여 중년 여성과 고령 여성 집단을 대상으로 생태체계적 결정 요인들과 우울 증상 수준 및 삶의 만족도 간의 장기적인 영향력을 파악한 종단연구라는 점에서 의의가 있다.
References
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