노후소득보장제도 수급상태와 노인의 생활만족도의 관계에 대한 연구

A Study of the Relation between Being in Receipt of Old-Age Income Benefits and Life Satisfaction among the Elderly

Abstract

The purpose of this study is to examine the relationship between being in receipt of old-age income benefits and life satisfaction among Koreans aged 65 and older. This study is analyzed through panel data analysis method from 2012 (7th) to 2017 (12th) Korean welfare panel data. The results of the analyses are as follows. First, while the life satisfaction trend of the elderly is stable, the levels of life satisfaction are differentiated by the status of income maintenance system; while the life satisfaction levels of the non - receiving group and the national pension group are similar to each other, the life satisfaction level of the public assistance group was the lowest and the public special occupation pension group was the highest among the five groups. Second, after controlling for the individual characteristics including socio-demographic factors (sex, age, area, education), economy (income and wealth), physical health (subjective health status), and psychological health (self esteem, depression), the panel data analysis shows that the status of income maintenance system is associated with the life satisfaction of the elderly. Third, there are differences in the factors, which are associated with life satisfaction, among the five groups of income maintenance status. This study has a policy implication that the coverage gap of public pension should be closed in order to improve the level of life satisfaction among the Korean elderly.

keyword
Status of Income Maintenance SystemLife SatisfactionPanel Data Analysis

초록

본 연구는 한국 65세 이상 노인의 생활만족도 영향요인을 노후소득보장 수급상태를 중심으로 고찰하는 것을 목적으로 한다. 본 연구는 2012년(7차)부터 2017년(12차) 한국복지패널자료를 활용하여 패널자료분석방법을 통해 분석하였다. 본 연구의 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 노인의 생활만족도 추이를 살펴보면 대체로 안정적으로 유지되는 현상을 볼 수 있다. 한편, 노후소득보장제도의 수급상태별 생활만족도를 비교해본 결과, 비수급군과 국민연금군의 생활만족도가 유사한 수준으로 나타났으며, 5개 집단 중 국민기초생활보장 수급집단이 가장 낮았고, 특수직역연금 수급집단이 가장 높았다. 둘째, 노인의 생활만족도에 영향을 미치는 인구사회학적(성별, 연령, 지역, 교육수준), 경제(소득, 자산), 신체건강(주관적 건강상태), 심리건강(자아존중감, 우울) 변인을 통제하더라도 노후소득보장제도의 수급상태는 생활만족도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 셋째, 노후소득보장제도의 수급상태별로 5개 집단을 분류하여 전체모형에서 투입한 통제변인을 비교한 결과, 생활만족도와 관련된 변인의 일부 차이를 발견할 수 있었다. 노후소득보장제도의 수급상태가 노인의 생활만족도와 연관되어 있다는 본 연구의 분석 결과는 한국 노인들의 생활만족도를 높이기 위해서 제도적으로 공적연금의 사각지대 축소가 필요하다는 것을 함의한다.

주요 용어
공적 노후소득보장제도 수급상태생활만족도패널자료분석

Ⅰ. 서론

OECD 국가들 중에서 한국은 노인자살율과 빈곤율이 가장 높은 국가이면서 고령화 속도는 매우 빠르다. 빠른 고령화 속도는 기대여명의 증가를 반영한다. 한국의 65세 남자는 18.2년을, 여자는 22.4년 더 사는 것으로 추정하고 있다(통계청, 2017). 그렇다면 노인들은 길어진 기대여명만큼 노후준비를 하고 있을까? 노후를 준비하는 사람(46.9%)의 대다수가 예·적금(28.9%), 국민연금(28.7%) 등으로 준비하고 있다고 응답하고 있고, 노인들은 자녀에 대한 의존보다 스스로 노후생활비를 준비하거나 사회보장제도에 기대하고 있었다. 그러나 노년층에서 고령일수록, 그리고 저소득층일수록 국가나 시장소득보다는 가족소득에 의존정도가 높아(엄소영, 이용재, 2015), 가족이 적절한 부양을 하지 못할 경우 노인이 빈곤에 노출될 위험은 커질 수 있다.

한편 국민연금으로 대표되는 한국의 노후소득보장제도는 아직 성숙하지 못한 상황이다. 국민연금의 경우 1988년에 시행되어 30년의 역사를 가지고 있지만, 수급차원에서는 사각지대가 광범위하고 급여수준도 낮다고 보고되고 있다(국민연금사편찬위원회, 2015). 고령자통계보고서를 살펴보면(통계청, 2017), 65세 이상 고령자 중 44.6%(301만 6천명)는 공적연금 수급자이며, 이들의 88.3%가 국민연금에 해당된다. 즉 노인의 절반 이상이 공적 노후소득보장제도 수급의 사각지대에 놓여 있는 것이다. 또한, 2018년 국민연금의 월평균 급여액은 44만 5천원이며, 특례노령연금을 포함할 경우 37만원 수준인데, 이처럼 최저생계비에도 미치지 못하는 연금급여만으로 노후생활보장이 어렵다. 특히 국민연금급여의 소득대체율이 2008년 50%에서 그 이후에는 매년 0.5% 포인트씩 하락하여 2028년에는 40%까지 낮춰지게 되어 있기 때문에, 급여의 적절성 차원에서 문제가 있다. 그 결과 노인들의 빈곤위험은 크다고 할 수 있는데, 2016년에 국민기초생활보장을 받는 수급자 중에서 65세 이상 고령자는 27.3%(42만 1천명)로 전체 수급자의 1/4이상을 차지하고 있으며 매년 증가 추세를 보이고 있다. 이처럼 노년기의 불안정한 경제 상태나 빈곤은 삶의 다양한 기회를 제약하고 나아가 삶 전반에 만족도를 떨어뜨린다(Pinquart & Sorensen, 2000; Boes, & Winkelmann, 2010; Kahneman, & Deaton, 2010).

이러한 상황에서 본 연구는 한국 노인들의 생활만족도를 노후소득보장제도 수급상태 측면에서 고찰하고자 한다. 선행연구는 생활만족도의 영향을 미치는 경제적 변수로 소득이나 자산 등을 주로 다루었으나, 본 연구는 노년기 경제적 상태의 안정성과 수준이 노후소득보장제도와 밀접한 관련성을 가진다는 점에서 노후소득보장제도의 수급상태에 주목하고자 한다. 노인의 생활만족도에 대한 기존 선행연구에서 노후소득보장제도 차원을 고려한 연구들은 주로 공적연금과 노인층의 생활만족도의 관계를 고찰하였다(하춘광, 2007; 권혁창, 이은영, 2012; 이승신, 2012; 허은진, 2017). 공적 연금과 노인층의 생활만족도의 관계에 대한 선행연구들은 허은진(2017)의 연구를 제외하면 공적 연금 관련 변수가 노인층의 생활만족도에 유의미한 영향을 주지 않는 것으로 보고하고 있다. 하지만 기존의 선행연구는 공적연금을 특수직역연금과 국민연금으로 세분화해서 살펴보지 않았다는 한계가 있다. 또한 국민연금과 고령층의 생활만족도와의 관계를 살펴본 연구인 권혁창과 이은영(2012)의 연구는 패널자료분석방법 중 고정효과모형을 사용하여 국민연금 수급자의 수급 전후 생활만족도 차이를 살펴보았기 때문에, 노인층 중 특수직역연금 수급집단, 국민기초생활보장 수급집단, 국민연금 수급집단, 기초연금 수급집단과 비수급 집단과의 차이를 살펴본 연구가 아니다.

본 연구의 목적은 한국 65세 이상 노인의 생활만족도 영향요인을 노후소득보장 수급상태를 중심으로 고찰하는 것이다. 본 연구가 노인 생활만족도에 대한 선행연구와 구별되는 점은 65세 이상 노인층을 노후소득보장제도 수급상태에 따라 국민연금 수급자, 특수직역연금 수급자, 국민기초생활보장 수급자, 기초연금 수급자, 비수급자 등 5개 집단으로 나누어 분석한다는 점이다. 이 다섯 가지 집단은 상호배타적인 집단들인데, 하위 70%에 해당하는 노인들을 수급대상으로 하는 기초연금의 경우 특수직역 연금의 수급자와 국민기초생활보장 수급자가 제외되기 때문이다. 국민연금 수급자는 기초연금을 수령할 수 있으나, 본 연구의 기초연금 수급자는 오직 기초연금만을 수급하는 노인으로 정의된다. 본 연구는 노인의 생활만족도가 노후소득보장제도 수급상태에 따라 다른가를 분석하기 위해 각 집단별로 생활만족도의 추이를 분석하고, 생활만족도에 영향을 미치는 요인을 통제한 후에도 노후소득보장제도 수급상태가 생활만족도에 영향을 미치는지 살펴보고자 한다. 노후소득보장제도 수급상태별 생활만족도에 미치는 영향이 다르다면, 노후소득보장제도 수급상태별로 생활만족도와 관련된 요인을 통해 각 집단의 특성을 살펴보고자 한다. 이를 위해 패널자료 분석방법을 통해 규명하고자 하며, 연구결과를 토대로 노년기 삶의 만족도와 관련된 노후소득보장제도의 의미를 탐색하고 정책적 시사점을 제시하고자 한다.

Ⅱ. 선행연구 검토

1. 노인의 생활만족도

생활만족도란 의식주를 포함하여 가족 및 사회관계, 건강, 경제 및 사회생활 등 다양한 영역에서의 주관적인 만족도를 의미한다. 이는 사회심리학적 접근에서 성공적 노화를 반영하는 한 지표(Baltes & Baltes, 1986)이기도 하다. 생활만족도는 쾌락주의적 관점에서 접근한 행복의 하위개념이다. 쾌락주의적 관점에서의 행복은 자기실현을 통한 행복보다 개인이 주관적으로 경험하는 긍정적 심리상태에 초점을 두며, 학술적으로는 주관적 안녕(subjective well-being)의 하위범주로 연구되어왔다(권석만, 2010, p.124). 주관적 안녕은 정서적 요소와 인지적 요소로 구성된다. 정서적 요소는 긍정적 정서(즐거움, 만족감, 자존감 등)와 부정적 정서(우울, 슬픔, 불안 등)로 구성되어 있고, 인지적 요소는 생활만족도를 말한다(Diener, 1984; 권석만, 2010). 각 요소는 서로 밀접한 관계를 가지지만 독립적인 특성을 보인다. 정서적 요소는 단기적 상황변화에 직접적인 반응으로 지속기간이 짧은 반면에, 생활만족도는 인지․평가적인 측면으로 보다 장기적이고 안정적인 특성을 보인다(George, 1981; Pinquart & Sorensen, 2000, p.188에서 재인용). Diener(1984)는 주관적 안녕에 영향을 미치는 요인을 중심으로 상향모델과 하향모델로 분류하였는데, 본 연구는 상향모델에 해당한다. 상향모델(bottom-up model)은 외부사건, 상황, 인구학적 요인 등이 영향을 미치는가에 관심을 가지는 것으로, 결혼, 가족, 주거, 재정, 건강 등의 각 생활영역에서 만족감이 축적될 때 총체적인 만족감을 느낀다고 가정한다. 본 연구는 주관적 안녕을 구성하는 두 가지 요소 중에서 보다 안정적인 특성을 보이는 생활만족도에 주목하고자 하며, 생활만족도와 상관성이 높은 정서적 요소(우울, 자존감)를 통제하고 노후소득보장제도 수급상태가 노인들의 생활만족도에 영향을 미치는지 살펴보고자 한다.

먼저, 노년기 생활만족도 추이는 어떠한지 살펴보고자 한다. 유럽지역을 대상으로 연령집단별 생활만족도(Blanchflower & Oswald, 2011)를 살펴보면 U곡선 형태를 띠고 있으며, 65세 이후 생활만족도는 증가하는 양상을 보였다. 한국노동패널조사에서 65세 이상 노인을 대상으로 8년 간 생활만족도 변화 궤적을 분석한 박순미 등(2009)의 연구에서는 시간이 지나면서 상승하기는 하지만 상승속도가 시간이 지나면서 전반적으로 약화되는 블록 포물선 형태를 띠었다. 이보다 짧은 기간을 관찰한 연구를 보면 증가경향을 보인다는 연구(김교성, 유재남, 2012)와 감소경향을 보인다는 연구(정순둘, 이선희, 2011; 허원구, 2017)로 다른 양상을 제시하고 있다. 그러나 Pinquart와 Sorensen(2000)은 ‘노년기에 건강 및 심리사회적 역량이 감소되면서 생활만족도가 떨어질 것으로 예측되어 왔지만, 최근 메타분석 결과를 살펴보면 생활만족도가 감소하는 것은 아니다’라고 설명하고 있어 노인의 생활만족도 추이에 관한 연구결과들은 비교적 일관적이지 않다.1)

다음으로 노인의 생활만족도를 향상시키기 위한 방안을 모색하기 위해 개인 간의 생활만족도의 차이를 설명하는 변인에 대한 메타분석 결과를 살펴보았다. 모진아와 이경희(2018)의 연구에서는 신체적 건강, 정신적 건강, 경제적 문제, 사회활동, 일상생활정도 요인이 생활만족도에 영향을 미치는 것으로 보고하고 있다. 신성일(2012)의 연구에서는 종교, 경제만족도 및 학력, 연령, 성별 등의 인구사회학적 요인, 건강상태 등의 신체 요인, 우울, 자기효능감, 자아존중감 등의 심리요인, 부부관계, 자녀와의 친밀감, 가족지지 등의 가정환경요인, 친구 및 이웃지지, 사회적지지, 여가활동 및 사회활동, 지역사회복지서비스, 의료서비스 등의 사회환경 요인이 삶의 질과 관련된 변인이었다. 즉 학력과 소득이 높을수록, 신체 및 심리건강이 양호할수록, 관계가 원만하고 여가 및 사회활동을 하며, 적절한 의료 및 지역사회복지서비스를 제공받는 노인일수록 생활만족도가 높음을 알 수 있다.

한편 한국 노인의 삶의 만족도 중 가장 취약한 영역이 경제 영역으로 보고되고 있다. 경제상태 만족도(28.8%)는 건강상태 만족(37.1%), 사회・여가・문화 활동 만족(47.7%), 가족관계 만족(71.7%), 친구 및 지역사회 관계만족(60.3%)에 비해 크게 낮았다(정경희 등, 2017, p273). 소득은 정서적으로 행복감을 높이는 데는 한계가 있을 수 있지만, 안정된 삶의 조건들을 마련할 수 있는 토대가 된다는 점에서 생활만족도에 영향을 미친다(Pinquart & Sorensen, 2000; Boes, & Winkelmann, 2010; Kahneman, & Deaton, 2010; 하춘광, 2007; 정운영, 정세은, 2011; 김교성, 유재남, 2012; 이승신, 2012; 최경희, 조덕호, 2012; 전명숙, 태명옥, 2016; 김학주, 2017; 허준수, 조승호, 2017; 손주희, 이명진, 2018). 이들 연구는 단순히 소득 증가보다는 소득이나 부의 수준에 따라 삶의 다양한 영역에서 결과가 달라지기 때문에 소득이 생활만족도에 영향을 미칠 수 있음을 강조하고 있다. 일부 연구(한석태, 2008; 전명숙, 태명옥, 2016; 손주희, 이명진, 2018)에서도 소득이 높을수록 사회적 지지, 자존감, 건강, 여가에 긍정적으로 작용함에 따라 만족도가 커지는 결과를 보여주고 있다. 반면에 노인들의 수입이 줄어들어 의료비, 주거비 마련 방편은 없어지거나 빈곤을 경험하게 되면 이로 인해 우울을 경험하거나 자존감이 낮아지면서 심리사회적으로 위축될 수 있다(이준우, 이현아, 황준호, 2011). 특히 노인이 자살을 생각하는 가장 큰 이유가 경제적 어려움(27.7%)여서(정경희 등, 2017, p.303), 노후의 불안정한 경제여건은 생활만족도를 떨어뜨리는 요인으로 작용하리라 예상된다.

2. 노후소득보장 수급상태와 노인의 정신건강

노년기에 정기적인 소득을 창출할 기회가 급격히 줄어들기 때문에 청・장년기동안 형성한 소득과 자산이 부족하거나 가족의 이전소득이 안정적이지 못할 경우, 불안감은 커질 수밖에 없다. 노년기 경제적 안정성과 수준을 보전할 수 있는 노후소득보장제도는 노인들에게 중요한 사회안전망이다. 사회보험은 사회안전망으로서 소득보전이라는 경제적 편익이외에도 심리적 안전망을 제공한다(금현섭, 백승주, 2011). 이러한 측면에서 노후소득보장 수급상태와 노인의 정신건강 간의 관계를 다룬 연구들은 첫째, 공적연금과 노인의 우울 혹은 자살생각의 관계(<표 1> 참조)에 대해 살펴보고 있었다(김정근, 2016; 이상록, 이순아, 2016a; 이상우, 2017). 이 연구들은 공적연금 수급액이 높아질수록 우울이 감소하는 것으로 나타나 공적연금이 정신건강에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 보고하고 있다. 그러나, 수급여부가 자살생각에는 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

둘째, 공적연금과 노인층의 생활만족도에 대한 연구들(하춘광, 2007; 권혁창, 이은영, 2012; 이승신, 2012; 허은진, 2017)이 있다. 공적 연금과 노인층의 생활만족도의 관계에 대한 선행연구들은 허은진(2017)의 연구를 제외하면 공적 연금 관련 변수가 노인층의 생활만족도에 유의미한 영향을 주지 않는 것으로 보고하고 있다. 권혁창과 이은영(2012)의 연구는 패널자료분석방법 중 고정효과모형을 사용하여 국민연금 수급자의 수급 전후 생활만족도 차이를 살펴보기 때문에 집단 간 차이를 분석하는 연구는 아니다. 즉 그들의 연구는 국민연금 수급 전후 중・고령층의 생활만족도를 비교하는데 초점을 두고 있다.

이외에 이상우(2017)의 연구에서 공적연금 수급여부와 공공부조 수급여부를 분석에 포함시켜 분석하고 있지만, 특수직역연금과 국민연금을 구별하지 않고 있으며, 종속변수가 노인층의 생활만족도가 아니다. 따라서 노후소득보장 수급상태를 세분화하여 노인의 생활만족도와의 관계를 살펴본 선행연구는 존재하지 않는다. 그리고 <표 1>에서 확인할 수 있듯이, 일부 연구들(권혁창, 이은영, 2012; 이상우, 2017)을 제외하면 노인층의 정신건강상태에 대한 다수의 연구들이 횡단면 분석을 주로 활용하였다. 본 연구는 패널자료를 구축하고 노후소득보장 수급상태를 세분화하여 노인층의 생활만족도를 분석하고자 한다.

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표 1.
공적연금과 노인의 정신건강에 대한 일부 선행연구
저자(년도) 연구대상 패널자료           변인           결과
권혁창,이은영 2012 56-59세 중고령자 중 3차년에 국민연금 수급 자와 비수급자 비교 국민노후 보장패널
  • -독립변수: 국민연금수급여부, 국민연금수급액(로그변환)

  • -종속변수: 삶의 만족도

  • 국민연금수급여부는 생활만족도에 유의한 영향을 미치지 않음

김정근 2016 60세 이상 고령 5차 국민노후보장 패널자료
  • -독립변수: 국민연금수급액, 가구 총소득대비 국민연금수급액비율

  • -종속변인 : 우울

  • 국민연금 수급액이 증가하면 빈곤가구 고령자의 우울증이 유의하게 감소함.

이상록, 이순아 2016a 조손가구/노인가구에 거주하는 60세 이상 노인 한국복지 패널 9차년
  • -독립변수: 공적연금액

  • -종속변인 : 자아존중감, 우울, 자살생각(-), 가족관계, 사회적 관계

  • -공적연금은 우울, 자아존중감에 긍정적

  • -빈곤지위에 따라 다르며, 빈곤층에게 있어 공적연금의 영향이 큼

이상우 2017 65세 이상 노인 복지패널 7-10차년 65세 이상
  • -독립변수: 공공부조수급여부, 공적연금수급여부

  • -종속변인 : 자살생각

  • -빈곤노인의 경우 공공부조 수급하는 경우 자살생각이 높음

  • -공적연금 수급여부가 자살생각 여부에 영향을 미치지 않음.

허은진 2017 65세 이상 노인 2014년도 노인실태조사
  • -독립변수: 공적이전소득

  • -종속변인 : 생활만족도

  • -공적이전소득은 노인의 생활만족도에 긍정적 영향을 미침.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구자료

본 연구는 한국복지패널(Korea Welfare Panel Study) 자료를 활용한다. 2006년에 처음 구축되기 시작한 한국복지패널은 7,000여 가구를 대상으로 하며, 조사대상에 제주도와 농어촌 가구를 모두 포함하여 전국을 대표하는 패널 자료이다. 2005년 인구주택총조사 자료’로부터 확률비례추출 한 ‘2006년 국민생활실태조사’ 최종 조사완료가구의 소득 자료를 기준으로 일반가구와 저소득층 가구를 구분하여 두 층으로부터 각각 3,500가구씩 표본을 선정함으로써 저소득가구에서 표본의 절반정도를 표집하고 있다. 한국복지패널의 6차 년도 조사 이후에 원표본 가구 유지율이 감소하는 상황에서 신규 표본가구의 추가 필요성이 제기되었으며, 저소득층 가구 및 가구원의 분포가 어느 정도 치우침 현상이 발생하였고, 지역별 표본 규모는 잦은 이주와 탈락 등의 사유로 변동이 발생하였다. 따라서 한국복지패널 7차 년도 조사에는 1차 년도 표본규모를 유지하고자 약 1,800가구를 추가하여 신규 패널을 구축하였으며, 표본추출은 1차 년도 표본추출방식과 동일한 방식으로 추출하였다. 이러한 패널 자료의 특성을 고려하여 본 연구는 복지패널 7차 년도(2012년)를 기준으로 12차년도(2017년)까지의 자료를 활용하였다.

한국복지패널자료를 이용하여 노인을 대상으로 한 연구들(이순아, 이상록, 2016a; 이상우, 2017)의 경우 반복횡단면 자료를 이용하였는데, 이 자료들은 동일 대상을 추적하여 구축된 진정한 패널 자료로 간주하기 힘들다. 본 연구는 노후소득보장제도의 수급상태가 얼마나 안정적으로 생활만족도와 관련되어 있는지 그 추이를 살펴보기 위해 한국복지패널 중 7차 년도부터 12차 년도까지의 자료를 활용하여 패널자료분석방법을 적용하였다. 7차 년도에 65세 이상부터 74세 이하까지의 노인 가구주를 선별하여 추출하고2) 동일 대상을 지속적으로 추적하기 위해 12차 년도까지의 총 6년 동안의 자료를 구축하였다. 최종 분석 대상 수는 7차 년도 1,262명, 8차 년도 1,230명, 9차 년도 1,193명, 10차 년도 1,162명, 11차 년도 1,119명, 12차 년도 1,085명이다. 가구주로 분석대상을 한정한 이유는 배우자의 경우 수급자가 아니라 하더라도 수급의 영향을 받을 수 있기 때문이다. 민감도분석에서는 배우자를 포함하여 7차 년도에 65세 이상부터 74세 이하까지의 노인 전체를 대상으로 하여, 본 연구의 분석결과를 재확인하였다.

2. 분석변수

종속변수인 생활만족도는 건강, 가족수입, 주거환경, 가족관계, 직업, 사회적 친분관계, 여가 생활, 전반적인 생활만족도를 포함한 총 8문항으로 구성되었다. 각 문항은 5점 척도이며, 점수가 높을수록 생활만족도가 높다는 것을 의미한다. 연도별 생활만족도 신뢰도는 7차 년도 0.788, 8차 년도 0.794, 9차 년도 0.805, 10차 년도 0.832, 11차 년도 0.827, 12차 년도 0.832이다.

독립변수인 노후소득보장제도 수급상태는 5집단으로 분류하였다. 65세 이상 노인층을 대상으로 하는 한국의 공적소득보장제도는 국민기초생활보장제도, 국민연금, 특수직역연금, 기초연금인데, 기초연금의 경우 특수직역연금 수급자는 수급대상에서 제외되어 있으며, 국민기초생활보장제도의 생계급여 수급자의 경우 기초연금 수급액이 소득으로 간주되어 보충급여제도 하에서는 실질적으로 기초연금을 수급하지 못한다. 따라서 65세 이상 노인을 대상으로 노후소득보장제도 수급 여부로 구분하면, 국민기초생활보장제도 수급집단, 특수직역연금 수급집단, 국민연금 수급집단, 기초연금 수급집단, 비수급집단 등 5개 집단으로 나누어진다. 본 연구의 비수급집단은 국민기초생활보장, 특수직역연금, 국민연금, 기초연금 모두 수급 받지 않는 노인층을 의미한다.

통제변수는 선행연구결과를 토대로 4개 영역의 변수로 구성하였다. 첫째, 인구사회학적 변수는 성별, 연령, 지역, 교육수준, 배우자유무이다. 둘째, 경제 변수는 근로유무, 소득, 자산이다. 셋째, 신체건강 변수는 주관적 건강상태, 장애유무이다. 넷째, 심리건강 변수는 자아존중감과 우울이다. 자아존중감은 Rosenberg Self-esteem Scale을 활용하여 조사시점 현재일을 기준으로 자아존중감을 측정한 것이다. 총 10문항으로 4점 척도로 구성되어 있으며, 역문항(5문항)을 변환한 후 평점 처리하였다. 점수가 높을수록 자아존중감이 높음을 의미한다. 연도별 자아존중감의 신뢰도는 7차 년도 0.710, 8차 년도 0.732, 9차 년도 0.749, 10차 년도 0.721, 11차 년도 0.737, 12차 년도 0.763이다. 우울은 지난 1주일간의 심리상태에 대해 질문한 것이며 CESD-11 척도로 총 11문항, 4점 척도로 구성되어 있다. 역점문항(2문항)을 변환한 후 총합한 후 20/11로 곱하여 계산하였고, 점수가 높을수록 우울수준이 높음을 의미한다. 연도별 우울의 신뢰도는 7차 년도 0.851, 8차 년도 0.886, 9차 년도 0.856, 10차 년도 0.889, 11차 년도 0.884, 12차 년도 0.906이다. 변수 설명은 표 2에 제시하였다.

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표 2.
변수설명
구분 변수명 세부사항
통제 변수 인구사회학적 성별 남 1, 여 0

연령 단위(세)

지역1 중소도시 1, 대도시 0

지역2 농어촌 1, 대도시 0

교육 무학 0, 초졸이하 1, 중졸이하 2, 고졸이하 3, 전문대재 이상 4

배우자 배우자 있음 1, 기타(이혼, 사별, 별거, 비해당) 0

경제 근로 근로 1, 비근로 0 (실업자, 비경제활동)

소득 log(시장소득 / √(가구원수))

자산 log(총 자산)

신체건강 주관적 건강상태 1점(아주 안좋음) ~ 5점(매우 좋음)

장애 있음 1, 없음 0

심리건강 자아존중감 총 10문항, 1점(대체로 그렇지 않다)~4점(항상 그렇다)

우울3) 총 11문항, 1점(극히 드물다) ~ 4점(대부분 그랬다)
독립변수 노후소득보장제도 국민기초생활수급 수급 1, 비수급 0 (민감도분석: log 월수급액)

특수직역연금

국민연금

기초연금
종속변수 생활만족도 건강, 가족수입, 주거환경, 가족관계, 직업, 사회적 친분관계, 여가생활, 전반 (총 8문항), 1점(매우불만족)~5점(매우 만족)

3. 분석방법

패널자료는 횡단자료(Cross Section Data)와 종단자료(Time Series Data)가 결합된 형태로, 패널자료분석방법은 독립변수들이 종속변수에 미치는 영향을 동태적으로 분석할 수 있다.4) 패널자료분석방법에서 주로 활용되는 모형은 확률효과모형(Random-Effects model)과 고정효과모형(Fixed-Effects model)이다. 두 모형은 개별적인 특수성의 가정에서 차이를 보인다. 고정효과모형과 확률효과모형의 핵심적인 차이는 관측되지 않는 개체의 효과는 모델의 독립변수와 상관이 있는가 아니면 이러한 효과는 확률적인가이다. 본 연구에서는 노후소득보장제도 수급집단 간의 차이를 분석하기 위해서 확률효과모형을 선호하는데, 그 이유는 확률효과모형이 개인 내 변량뿐만 아니라 개인들 간의 변량을 분석에서 고려할 수 있기 때문이다. 반면에 고정효과모형의 경우 개인 내 변량을 분석하는 방법으로, 국민연금 수급처럼 시간불변 변수의 경우 분석에서 제외된다. 다음은 본 연구의 분석모형이다.

y i t = X 1 i t β + X 2 i t γ + α i + ϵ i t    i = 1 ,   2 ,   ,  33    t = 1 ,   2 ,   3 ,  4, 5

여기서 yit는 종속변수로 노인의 생활만족도를 의미한다(i는 개인을 나타내고 t는 시간을 나타낸다). X1it는 통제변수로 개인적 특성 등이 본 분석에 포함되었고 노후소득보장 제도 수급변수는 X2it에 포함되었다. 각 개인의 개별적인 특수성을 나타내는 αi는 모형에 포함되지 않은 각 개인의 개별적인 특성이 포함된 변수로, 시간에 따라 변하지 않는 다양한 요인들이 포함될 수 있다. 따라서 αi는 시간에 따라 변하지 않고 정량화 할 수 없는 개인의 특성이 반영되었다고 할 수 있다. 분석자료는 SPSS 21.0과 STATA 14.0 프로그램을 활용하여 분석하였다. 첫째, 변수의 특성을 보기 위해 빈도 및 기술통계분석, 교차분석, t-test, ANOVA, 상관분석5) 등을 실시하였다. 둘째 노인의 생활만족도 요인을 검증하기 위해 패널회귀분석을 실시하였다. 전체 집단의 경우 확률효과모형으로 분석하였고6), 수급상태별 각 집단의 경우 하우즈만 검정을 한 후 고정효과모형으로 분석하였다. 전체집단의 경우 확률효과모형으로 분석한 이유는 수급상태 변수의 경우 시간불변 변수로 간주할 수 있기 때문이다. 예를 들어, 국민연금 수급자의 경우 국민연금수급은 사망 시까지 지속적으로 이루어지기 때문에, 고정효과분석을 할 경우 국민연금수급변수가 분석에서 빠져 연금수급변수의 효과를 파악할 수 없기 때문이다.

Ⅳ. 연구결과

1. 연구대상자의 특성 분석

가. 연구대상자의 특성

연구대상자의 특성은 <표 3>과 같다. 첫째, 연구대상자의 인구사회학적 속성을 살펴보자. 성별의 경우 7차 년도부터 12차 년도까지 여자는 36.9~37.6%로 남자보다 적었다. 분석대상을 가구주로 한정했기 때문에 남성의 비율이 높은 것으로 보인다. 연령은 7차 년도에 69.9세였다. 지역은 연도별 최소-최대비율을 살펴보면 대도시(38.1~39.1%)에 가장 많이 거주하였고, 그 다음으로 농어촌(31.3~33.8%), 중소도시(27.3~30.1%) 순으로 나타났다. 교육수준의 경우 7차 년도를 살펴보면 초졸 이하가 39.9%로 가장 많았고, 무학과 중졸이하 순으로 나타났으며, 12차 년도까지 큰 변화가 없었다. 배우자 유무에서 7차 년도 배우자가 있는 사람이 57.9%로 기타(사별, 이혼, 별거, 미혼, 기타)에 비해 많았으나, 12차 년도에는 54.8%로 약 3.1% 감소한 것으로 나타났다.

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표 3.
연구대상자의 특성
(단위: n(%), m(sd))
변수 조사차수 X2/F

7w 8w 9w 10w 11w 12w
성별 796(63.1) 773(62.8) 747(62.6) 726(62.5) 700(62.6) 677(62.4) .165

466(36.9) 457(37.2) 446(37.4) 436(37.5) 419(37.4) 408(37.6)
연령 69.9(2.8) 70.9(2.8) 71.9(2.8) 72.8(2.8) 73.8(2.8) 74.8(2.8) 480.04***
지역 대도시 492(39.0) 477(38.8) 465(39.0) 449(38.6) 437(39.1) 413(38.1) 4.080

중소도시 344(27.3) 354(28.8) 349(29.3) 349(30.0) 330(29.5) 327(30.1)

농어촌 426(33.8) 399(32.4) 379(31.8) 364(31.3) 352(31.5) 345(31.8)
교육 무학 195(15.5) 189(15.4) 186(15.6) 181(15.6) 172(15.4) 168(15.5) .354

초졸이하 504(39.9) 490(39.8) 470(39.4) 457(39.3) 443(39.6) 428(39.4)

중졸이하 223(17.7) 217(17.6) 213(17.9) 207(17.8) 199(17.8) 195(18.0)

고졸이하 226(17.9) 223(18.1) 217(18.2) 213(18.3) 203(18.1) 199(18.3)

전문대재이상 114(9.0) 111(9.0) 107(9.0) 104(9.0) 102(9.1) 95(8.8)
배우자 유배우자 731(57.9) 703(57.2) 675(56.6) 650(55.9) 621(55.5) 595(54.8) 3.038

기타 531(42.1) 527(42.8) 518(43.4) 512(44.1) 498(44.5) 490(45.2)
근로 592(46.9) 572(46.5) 538(45.1) 490(42.2) 453(40.5) 431(39.7) 22.943***

670(53.1) 658(53.5) 655(54.9) 672(57.8) 666(59.5) 654(60.3)
log소득 6.59(1.43) 6.62(1.43) 6.52(1.40) 6.44(1.57) 6.51(1.24) 6.46(1.44) 2.969*
log자산 3.70(3.3) 4.78(1.5) 4.74(1.5) 4.81(1.5) 4.88(1.5) 4.91(1.5) 62.438***
주관적 건강상태 2.96(.91) 2.87(.93) 2.83(.90) 2.87(.86) 2.87(.89) 2.84(.88) 3.114**
장애 234(18.5) 229(18.6) 223(18.7) 217(18.7) 213(19.0) 208(19.2) .239

1028(81.5) 1001(81.4) 970(81.3) 945(81.3) 906(81.0) 877(80.8)
자아존중감 2.90(.41) 2.92(.42) 2.91(.40) 2.91(.37) 2.91(.39) 2.90(.41) .846
우울 8.49(8.8) 8.64(9.9) 9.56(9.3) 8.47(9.5) 8.49(9.4) 8.48(10.0) 2.346*

주: *p<.05, **p<.01, ***p<.001

둘째, 연구대상자의 경제차원을 고찰하면, 근로유무에서 7차 년도의 경우 근로를 하는 노인은 46.9%로 근로를 하지 않는 노인 53.1%에 비해 적었고, 매년 감소하는 경향을 보여 12차 년도에는 39.7%인 것으로 나타났다. 하지만 65세 이상 노인층의 근로비율이 39.7~46.9% 정도로 높게 나타난 사실은 한국 노인층의 경우 생활비 부족으로 근로에 몰린다는 선행연구의 결과와 일치하는 것으로 보인다. 한편 로그 소득은 6.44~6.62으로 나타났으며, 로그 자산의 경우 7차 년도인 2012년에는 3.7이고 12차 년도인 2017년에는 4.91로 증가하는 것으로 나타났다. 로그 기초연금의 경우 7차 년도에 3.04이고, 12차 년도에 4.13으로 증가하는 것으로 나타났다.

셋째, 연구대상자의 건강상태를 고찰하면, 주관적 건강상태의 경우 7차 년도 2.96이였으나, 점차 경향을 보였고 12차 년도에는 2.84로 나타났다. 장애유무에서 7차 년도 장애가 없다고 응답한 비율은 81.5%였으며 12차 년도(80.8%)까지 유사한 비율을 보였다.

넷째, 연구대상자의 심리건강 측면에서 자아존중감의 경우 연도별 평균점수가 2.90~2.92점수 사이로 평균 차이가 없는데(F=.846, p>.05), 우울의 경우 증감을 반복하되 9차 년도인 2014년에 크게 증가하는 양상을 보였다(F=2.346, p<.05).

그 다음으로 7차 년도의 집단유형별 주요 변인의 특성은 <표 4>와 같다.

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표 4.
연구대상자의 특성
변수(7w) 집단유형 X2/F Bonferroni

비수급 (a) 국민기초생활수급 (b) 특수직역연금 (c) 국민연금 (d) 기초연금 (e)
성별 69(8.7) 55(6.9) 109(13.7) 404(50.8) 159(20.2) 128.282***

43(9.2) 94(20.2) 17(3.6) 145(31.1) 156(35.8)
연령 69.5(3.55) 70.4(2.75) 69.2(2.77) 69.4(2.72) 71.2(2.40) 775.374***
  • a,b<e

  • b,e>c,d

지역 대도시 47(9.6) 74(15.0) 51(10.4) 202(41.1) 118(24.0) 21.665**

중소도시 33(9.6) 42(12.2) 42(12.2) 146(42.4) 81(23.5)

농어촌 32(7.5) 33(7.7) 33(7.7) 201(47.2) 127(29.8)
교육 무학 15(7.7) 43(2.0) 0(0.0) 67(34.4) 70(35.9) 220.709***

초졸이하 39(7.7) 76(15.1) 20(4.0) 208(41.3) 161(31.9)

중졸이하 17(7.6) 19(8.5) 19(8.5) 113(50.7) 55(24.7)

고졸이하 24(10.6) 9(4.0) 51(22.6) 113(50.0) 29(12.8)

전문대재이상 18(14.9) 3(2.6) 35(30.7) 48(42.1) 11(9.6)
배우자 유배우자 71(9.7) 33(4.5) 105(14.4) 379(51.8) 143(19.6) 167.248***

기타 41(7.7) 116(21.8) 21(4.0) 170(32.0) 183(34.5)
근로 56(9.5) 20(3.4) 41(6.9) 334(56.4) 141(23.8) 122.483***

56(8.4) 129(19.3) 85(12.7) 215(32.1) 185(27.6)
log소득 7.1(1.69) 4.8(1.93) 6.5(1.05) 7.0(1.06) 6.6(1.08) 570.757***
  • a>b,c,e

  • a,c,d,e>b

  • d>c,e

log자산 5.7(1.11) 1.3(2.9) 5.2(2.41) 4.3(3.14) 2.7(3.58) 2062.420***
  • a>d>e>b

  • c>b,d,e

주관적 건강상태 3.0(.93) 2.7(.84) 3.3(.84) 3.0(.93) 2.83(.89) 32.772***
  • c,d,a>b,e

장애 19(8.1) 33(14.1) 33(14.1) 68(29.1) 81(34.6) 28.700***

93(9.0) 116(11.3) 93(9.0) 481(46.8) 245(23.8)
자아존중감 3.0(.39) 2.6(.46) 3.1(.33) 3.0(.39) 2.8(.39) 23.090***
  • c>a, d>e>b

우울 8.7(9.0) 14.1(10.8) 4.0(5.39) 7.2(8.3) 9.8(8.46) 884.158***
  • b>e>a, d>c

주: *p<.05, **p<.01, ***p<.001

첫째, 인구사회학적 특성을 살펴보면 성별, 연령, 지역, 교육, 배우자유무에 따라 집단간 차이를 보였다. 남성의 경우 국민연금 및 특수직역연금 수급 비율이 여성에 비해 높은 반면에 기초연금 수급군, 국민기초생활보장 수급군, 비수급군에서는 여성의 비율이 더 높았다. 평균연령의 경우 기초연금 수급집단이 가장 높았고, 국민기초생활보장수급, 비수급 및 국민연금, 특수직역 순으로 나타났다. 지역의 경우 중소도시의 경우 대도시, 농어촌에 비해 특수직역 연금 수급비율이 높았고, 국민기초생활보장 수급은 대도시가 중소도시, 농어촌지역보다 비율이 높았다. 농어촌의 경우 기초연금 수급자 비율이 대도시, 중소도시에 비해 높았다. 교육수준의 경우 특수직역집단, 비수급집단의 경우 고졸 이하 및 전문대재 이상 비율이 높은 반면에, 기초연금집단, 국민기초생활수급의 경우 중졸 이하, 초졸 이하, 무학의 비율이 높았다. 배우자유무에서 유배우자의 경우 국민연금, 기초연금, 특수직역 순으로 비율이 높은 반면에 기타유형 해당자의 경우 기초연금, 국민연금, 국민기초생활수급 순으로 비율이 높았다.

둘째, 연구대상자의 경제적 특성에서 근로유무, 소득, 자산 모두 집단 간 차이를 보였다. 고용 차원에서 고찰하면, 국민연금 수급집단, 기초연금 수급집단, 비수급집단, 특수직역연금 수급집단, 국민기초생활보장제도 수급집단 순으로 나타나, 국민연금 수급집단의 고용률이 가장 높았으며, 국민기초생활보장제도 수급집단의 고용률이 가장 낮았다. 로그 소득의 경우 비수급 및 국민연금, 기초연금 및 특수직역연금, 국민기초생활보장 수급집단 순으로 나타났다. 로그 자산의 경우 비수급, 특수직역연금, 국민연금, 기초연금. 국민기초생활보장 수급집단 순으로 나타났다. 따라서 비수급집단의 경우 소득과 자산 정도가 5개 집단에서 가장 높은 것으로 나타났음을 확인할 수 있다.

셋째, 연구대상자의 건강상태를 고찰하면, 주관적 건강상태의 경우 특수직역연금, 국민연금 및 비수급 집단이 기초연금 및 국민기초생활보장 수급집단에 비해 더 건강한 것으로 인식하였다. 장애와 관련하여 장애가 있는 사람의 경우 기초연금, 국민연금 수급집단 순으로 많았고, 장애가 없는 사람의 경우 국민연금, 기초연금 수급집단 순으로 많았다.

넷째, 연구대상자의 심리건강 측면에서 특수직역연금 수급집단의 경우 자아존중감은 가장 높은 반면에 우울 수준은 가장 낮았다. 반면에 국민기초생활보장 수급집단의 경우 자아존중감은 가장 낮은 반면에 우울 수준을 가장 높게 나타났다. 이외에도 특수직역연금 수급집단은 국민연금 수급집단에 비해 자아존중감은 높으면서 우울 수준은 낮은 것을 알 수 있다.

나. 노후소득보장제도의 수급상태별 생활만족도 추이변화

노후소득보장제도 수급상태를 살펴보면(<표 5> 참조), 7차 년도 국민연금 수급집단(43.5%), 기초연금 수급집단(25.8%), 국민기초생활보장 수급집단(11.8%), 특수직역연금 수급집단(10%), 비수급집단(8.9%) 순으로 나타났다. 연구대상을 가구주로 한정했기 때문에 공적연금 수급자의 비중이 높은 것으로 보인다. 연도별 비율 변화를 살펴보면, 비수급집단은 줄어드는 반면에 기초연금 및 국민기초생활보장 수급 비중은 조금씩 늘어나는 것으로 나타났다. 한편 국민기초생활보장 수급자의 경우 수급탈락이 발생할 수 있는데, 본 연구자료를 보면 매년 조금씩 변화를 보여 다른 집단으로 이동하는 것으로 보인다.

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표 5.
노후소득보장제도 수급상태와 생활만족도 추이
변인 7w 8w 9w 10w 11w 12w X2/F
노후소득보장제도 비수급 112(8.9) 86(7.0) 74(6.2) 70(6.0) 62(5.5) 58(5.3) 20.302
국민기초생활수급 149(11.8) 151(12.3) 144(12.1) 137(11.8) 142(12.7) 144(13.3)
특수직역 126(10.0) 127(10.3) 123(10.3) 118(10.2) 117(10.5) 110(10.1)
국민연금 549(43.5) 531(43.2) 511(42.8) 504(43.4) 482(43.1) 462(42.6)
기초연금 326(25.8) 335(27.2) 341(28.6) 333(28.7) 316(28.2) 311(28.7)
생활만족도 전체 3.26(.49) 3.31(.51) 3.25(.50) 3.37(.50) 3.38(.50) 3.35(.50) 12.980***

비수급(a) 3.35(.47) 3.33(.48) 3.30(.50) 3.42(.40) 3.44(.49) 3.52(.44) 212.508***
국민기초생활수급(b) 2.88(.49) 2.95(.49) 2.87(.45) 2.95(.55) 3.02(.52) 3.00(.49)
특수직역(c) 3.62(.43) 3.66(.52) 3.55(.51) 3.66(.52) 3.62(.55) 3.58(.48)
국민연금(d) 3.32(.47) 3.39(.46) 3.33(.46) 3.44(.45) 3.46(.44) 3.46(.43)
기초연금(e) 3.17(.45) 3.22(.49) 3.18(.47) 3.29(.47) 3.31(.48) 3.24(.51)

F-test 47.961*** 42.957*** 40.738*** 41.228*** 31.704*** 37.312***

주: *p<.05, **p<.01, ***p<.001

생활만족도의 경우, 연도별 평균을 살펴보면 3.26, 3.31, 3.25, 3.37, 3.38, 3.35로 증감이 반복되지만 안정적인 추세를 보이고 있다. 노후소득보장제도에 적용되는 유형별로 생활만족도를 비교해본 결과, 비수급군과 국민연금군의 생활만족도가 유사한 수준으로 나타났으며, 5개 집단 중 국민기초생활보장 수급집단이 가장 낮았고, 특수직역연금 수급집단이 가장 높았다. 매년 노후소득보장제도 내 하위집단별 생활만족도의 차이가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

2. 노인의 생활만족도에 영향을 미치는 요인

확률효과모형을 적용한 패널회귀분석을 통해 노후소득보장제도 수급상태가 노인의 생활만족도에 영향을 미치는지 검증하여 그 결과를 <표 6>에 제시하였다. 확률효과모형은 개체효과와 독립변수 간의 자기상관관계가 없다는 것을 가정하여 추정한다. 추정량은 설명변수의 효과가 패널 그룹 간과 패널 그룹 내에 똑같이 적용되는 것으로 해석한다(민인식, 최필선, 2013, p.156).

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표 6.
패널회귀분석: 확률효과모형(노후소득보장 수급상태의 영향 분석)
Coef. S.E t 95% Conf. Interval
통제변수 성별 -.129 .025 -5.19*** -.178 -.080
연령 .013 .002 7.34*** .010 .017
지역1 (중소도시) .048 .016 2.93** .016 .080
지역2 (농어촌) .038 .017 2.24* .005 .071
교육수준 .015 .007 2.24* .002 .029
배우자유무 .035 .024 1.48 -.011 .081

근로유무 .014 .013 1.09 -.011 .039
log소득 .019 .004 4.59*** .011 .027
log자산 .023 .003 7.70*** .017 .029

주관적 건강상태 .109 .006 17.68*** .097 .121
장애유무 -.005 .018 -.30 -.040 .030

자아존중감 .325 .015 22.19*** .296 .354
우울 -.011 .001 -17.98*** -.013 -.010
독립변수 제도 국민기초생활수급 -.038 .033 -1.18 -.102 .026

특수직역 .216 .031 6.87*** .154 .277

국민연금 .064 .025 2.52* .014 .114

기초연금 .012 .026 .44 -.040 .063
_cons .909 .147 6.20*** .622 1.197
Number of obs. 6,076
Number of groups 1,237
R2 within=0.1792, between=0.6110 overall=0.4402

주: *p<.05, **p<.01, ***p<.001

첫째, 노인의 생활만족도에 영향을 미칠 수 있는 인구사회학적, 경제, 신체건강, 심리건강 변인을 통제하더라도, 노후소득보장제도 수급상태가 유의미한 것으로 나타났다. 노후소득보장제도에서 비수급군에 비해 특수직역연금 수급군은 비수급군에 비해 생활만족도가 평균적으로 0.216점 높았다(t=6.87, p<.001). 또한 국민연금 수급군은 비수급군에 비해 생활만족도가 평균적으로 0.064점 높았다(t=2.52, p<.05). 이는 노후소득보장제도의 수급유형에 따라 생활만족도가 차이가 있으며, 특히 공적연금을 받는 집단의 생활만족도가 비수급군보다 높다는 것을 보여준다. 하지만 국민기초생활수급군의 경우 비수급군에 비해 생활만족도가 낮으나 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 비수급자와 비교해서 공적연금 수급자와 공공부조 수급자의 경우 생활만족도가 차이가 나타나는 것으로 해석된다. 공공부조 수급자의 경우 자산조사를 통해 스티그마를 경험하기 때문에 수급이 생활만족도에 긍정적인 영향을 주지 않는 것으로 이해된다. 또한 기초연금의 경우 노인층의 생활만족도와 통계적으로 유의미하게 연관되어 있지 않았는데, 이는 65세 이상 노인층의 대다수(70%)를 수급대상으로 하고 있으며 급여액도 낮아서 대상별로 큰 차이가 없기 때문인 것으로 보인다.

둘째, 인구사회학적 변인의 영향을 살펴보면, 남성보다 여성의 경우(t=-5.19, p<.001), 연령이 많을수록(t=7.34, p<.001). 중소도시에 사는 사람이 대도시에 비해(t=2.93, p<.01), 농어촌에 사는 사람이 대도시에 비해(t=2.24, p<.01) 생활만족도가 높았다. 교육수준과 배우자유무는 노인층의 생활만족도와 통계적으로 유의미하게 연관되어 있지 않았다.

셋째, 경제 변인 중에서는 소득이 높을수록, 그리고 자산이 많을수록 생활만족도가 높았다. 소득수준이 높고 자산이 많은 노인층의 생활만족도가 높다는 사실은 한국 노인층의 경우 경제적 요인이 생활만족도와 깊은 연관을 가지고 있으며 빈곤노인의 비중이 높은 한국적 현실을 반영하는 것으로 보인다. 한편 노인층의 근로여부는 생활만족도와 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 노인의 빈곤율이 높은 한국의 상황을 고려하면, 노인층의 근로는 생활비를 마련하기 위해 이루어지는 것으로 해석가능하다.

넷째, 신체건강 변인 중에서는 주관적 건강상태가 좋다고 인식할수록 생활만족도가 증가하였고(t=17.68, p<.001), 장애유무는 생활만족도와 통계적으로 유의미하지 않았다. 노인들이 주관적으로 건강상태가 좋다고 인식할수록 생활만족도가 높다는 사실은 주관적 건강 인식정도가 노인층의 생활만족도의 중요한 구성요소임을 의미한다.

다섯째, 심리건강 변인 중 자아존중감이 높을수록(t=22.79, p<.001), 우울수준이 낮을수록(t=-17.98, p<.001) 생활만족도가 높았다. 이러한 분석결과는 노인의 생활만족도를 높이기 위해서는 노인층의 심리건강 요인이 중요하다는 것을 보여준다.

<표 7>은 노후소득보장제도의 수급상태 대신에 각 노후소득보장제도 수급액을 독립변수로 한 민감도 분석결과이다. <표 6>과 비교하여 <표 7>의 분석결과를 살펴보면 국민기초생활보장수급액의 경우 통계적으로 유의미하고 수급액이 높을수록 생활만족도가 낮은 것으로 나타났는데, 이 변수를 제외하고 노후소득보장제도 수급상태를 독립변수로 한 <표 6>의 분석결과와 큰 차이가 없는 것으로 나타났다. 국민기초생활보장제도는 보충급여를 채택하고 있기 때문에 상대적 수급액이 높다는 것은 소득이 상대적으로 낮은 것을 의미하기 때문에 소득부족으로 인해 생활만족도는 낮을 수 있다.

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표 7.
민감도 분석(노후소득보장제도 수급액 패널 확률효과모형)
Coef. S.E t 95% Conf. Interval
통제변수 성별 -.129 .025 -5.24*** -.177 -.081
연령 .013 .002 6.85*** .009 .017
지역1 (중소도시) .050 .016 3.11** .019 .082
지역2 (농어촌) .042 .017 2.52* .009 .075
교육수준 .010 .007 1.49 -.003 .024
배우자유무 .036 .023 1.56 -.009 .082

근로유무 .015 .013 1.18 -.010 .040
log소득 .020 .004 4.91*** .012 .028
log자산 .021 .003 7.05*** .015 .027

주관적 건강상태 .108 .006 17.53*** .096 .120
장애유무 .015 .018 .84 -.020 .049

자아존중감 .322 .015 22.02*** .293 .351
우울 -.011 .001 -18.14*** -.013 -.010
독립변수 제도 log국민기초생활수급액 -.016 .006 -2.71** -.028 -.005

log특수직역 수급액 .049 .005 9.06*** .038 .060

log국민연금 수급액 .021 .005 4.50*** .012 .030

log기초연금 수급액 -.003 .003 -1.21 -.009 .002
_cons .967 .149 6.49*** .675 1.259
Number of obs. 6,075
Number of groups 1,237
R2 within=0.1798, between=0.6172 overall=0.4432

주1: *p<.05, **p<.01, ***p<.001

주2: 하우즈만 검정 결과 귀무가설이 기각되었으나, 표 5 모형과의 비교를 위해 확률효과모형을 제시하였다.

3. 노후소득보장제도 수급상태별 노인의 생활만족도에 영향을 미치는 요인

가. 모형적합성 검정

노후소득보장제도 수급영역별로 노인의 생활만족도 요인을 분석하기 전, 패널의 개체특성을 고려한 모형을 선택하기 위해 하우즈만 검정을 실시하였다. 하우즈만 검정은 개체효과를 고정효과 모형과 확률효과 모형 중 어느 모형으로 추정할 것인지를 검정하는 것이다. 검정 결과(<표 8>), 5개 집단 모두 개인특성효과인 u(i)의 존재여부에 관한 귀무가설을 기각한 것으로 나타났다(p<.001). 따라서 개체효과와 독립변수 간에는 유의한 상관관계를 가진다고 할 수 있으므로 고정효과모형에 의한 계수 추정이 적합하다.

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표 8.
모형적합성 검정결과
제도 영역별 X2 p
비수급집단 25.53 .000
기초생활수급집단 41.55 .000
특수직역집단 34.52 .000
국민연금집단 64.63 .000
기초연금집단 56.80 .000

나. 하위집단별 노인의 생활만족도에 영향을 미치는 요인

각 하위집단별로 생활만족도에 영향을 미치는 요인을 살펴본 결과는 표 9와 같다. 첫째, 비수급집단의 경우 연령, 주관적 건강상태, 우울이 노인의 생활만족도와 유의미하게 연관되어 있다. 둘째, 국민기초생활보장제도 수급집단의 경우, 연령, 중소도시, 농어촌, 근로유무, 주관적 건강상태, 자아존중감, 우울이 유의미하게 노인의 생활만족도와 연관되어 있는 것으로 나타났다. 특히 중소도시보다 대도시에 사는 경우, 농어촌보다 대도시에 사는 노인의 경우 생활만족도가 더 높은 것으로 나타나 국민기초생활보장제도 수급자들은 대도시에 사는 경우 생활만족도가 높다고 할 수 있다. 이외에도 근로를 하는 사람이 근로를 하지 않는 사람에 비해 생활만족도가 높았다. 셋째, 특수직역연금 및 기초연금 수급집단의 경우, 주관적 건강상태, 자아존중감, 우울이 유의미하게 노인의 생활만족도에 연관되어 있는 것으로 나타났다. 넷째, 국민연금 수급집단의 경우, 연령, 자산, 주관적 건강상태, 자아존중감, 우울이 노인의 생활만족도와 유의미하게 연관된 것으로 나타났다. 각 하위집단별 분석결과, 각 집단별 수급액이 노인의 생활만족도와 통계적으로 유의미하게 연관되어 있지 않다. 이는 고정효과분석이 개인 내 변이를 분석하기 때문에 나타난 결과일 수도 있고, 혹은 수급액 보다는 수급상태 변수가 노인의 생활만족도에 영향을 미치기 때문에 나타난 결과일 수도 있다. 하위집단별 요인 간 차이를 살펴보면, 모든 집단에서 주관적 건강상태와 우울이 공통적으로 생활만족도에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 노년 초기의 신체 및 심리건강이 생활만족도와 매우 밀접하게 관련되어 있었다.

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표 9.
노후소득보장제도 수급상태별 하위집단(5 집단)의 생활만족도에 영향을 미치는 요인
변인 비수급 국민기초생활수급 특수직역 국민연금 기초연금





Coef. (S.E) t Coef. (S.E) t Coef. (S.E) t Coef. (S.E) t Coef. (S.E) t
연령 .04 (.01) 2.80** .03 (.01) 2.40* .01 (.01) .71 .02 (.00) 4.07*** .01 (.01) .63
지역1 (중소도시) -.28 (.19) -1.40 -1.02 (.30) -3.39** .08 (35) .23 .15 (.09) 1.75 .20 (.16) 1.29
지역2 (농어촌) -.13 (.19) -.68 -1.01 (.31) -3.31** -.10 (.41) -.25 .06 (.10) .63 -.07 (.17) -.42
배우자유무 .42 (.24) 1.70 .17 (.21) .77 .05 (.15) .30 -.17 (.10) -1.66 -.02 (.10) -.22
근로유무 .03 (.08) .43 .16 (.07) 2.18* .09 (.06) 1.47 .02 (.03) .83 .05 (.03) 1.54
log소득 .07 (.04) 1.68 .01 (.01) .56 .00 (.12) .39 .01 (.01) 1.45 .01 (.01) 1.41
log자산 -.03 (.06) -.59 -.01 (.02) -.82 .00 (.03) -.19 .01 (.01) 2.13* .02 (.01) 1.39
주관적 건강상태 .07 (.02) 2.48* .09 (.02) 3.85*** .10 (.02) 4.97*** .09 (.01) 8.35*** .10 (.15) 6.44***
장애유무 -.70 (.39) -1.80 -.19 (.17) -1.13 -.02 (.14) -.17 .12 (.09) 1.37 .21 (.23) .90
자아존중감 .14 (.07) 1.97 .22 (.04) 5.07*** .35 (.05) 6.94*** .26 (.02) 10.30*** .24 (.03) 7.14***
우울 -.01 (.00) -3.76*** -.01 (.00) -7.89*** -.01 (.00) -2.50* -.01 (.00) -7.88*** -.01 (.00) -6.29***
log 국민기초생활수급액 .02 (.01) 1.09
log 특수직역 수급액 .01 (.03) .45
log 국민연금 수급액 .05 (.05) .97
log 기초연금 수급액 -00 (.01) -.37 .05 (.04) 1.37
_cons -.06 (1.00) -.06 .39 (1.00) .39 1.71 2.49* .84 (.35) 2.44* 1.37 (.64) 2.15*
sigma_u .485 .592 .298 .295 .340
sigma_e .309 .357 .316 .330 .340
rho .711 .734 .471 .444 .500
R2 within 0.2117 .265 .197 .167 .173

between 0.0944 .067 .596 .420 .297

overall 0.1518 .081 .404 .290 .254
F 5.62*** 15.95*** 10.50*** 33.28*** 19.02***
F-test 2.20*** 2.26*** 2.27*** 2.14*** 1.91***

주1: *p<.05, **p<.01, ***p<.001

주2: 성별과 교육수준은 시간불변변수이기 때문에, (즉 고정효과모형에서 의미가 없기 때문에) 표에서 보고하지 않는다.

주3: 국민연금집단에서 기초연금을 받는 사람을 고려하여 국민연금과 기초연금 수급액 모두를 투입하였다.

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구는 한국 65세 이상 노인의 생활만족도 영향요인을 노후소득보장 수급 상태를 중심으로 고찰하는 것을 목적으로 하였다. 본 연구의 분석결과를 정리하면 다음과 같다. 첫째, 노인의 생활만족도를 2012년(7차)부터 2017년(12차)까지 추이를 살펴보면 증감이 반복되며 7차년도보다 12차년도에 약간 증가한 결과를 보였지만 대체로 안정적으로 유지되는 현상을 볼 수 있다. 이는 볼록한 포물선의 형태를 보인다는 박순미 등(2009)의 연구결과와 유사해 보인다. 그러나 본 연구는 분석대상을 노년 초기(65세-74세) 가구주에 제한한 결과라는 점에서, 향후 노년기 연령층별로 세분화하여 비교해볼 필요가 있겠다. 한편, 노후소득보장제도의 수급상태별 생활만족도를 비교해본 결과, 비수급군과 국민연금군의 생활만족도가 유사한 수준으로 나타났으며, 5개 집단 중 국민기초생활보장 수급집단이 가장 낮았고, 특수직역연금 수급집단이 가장 높았다. 종합해보면 각 집단 내 생활만족도의 평균점수가 안정적으로 유지되면서, 수급상태별 생활만족도 순위도 7차 년도부터 12차년까지 유지되는 현상을 보였다.

둘째, 노인의 생활만족도에 영향을 미치는 인구사회학적(성별, 연령, 지역), 경제(소득, 자산), 신체건강(주관적 건강상태), 심리건강(자아존중감, 우울) 변인을 통제하더라도 노후소득보장제도의 수급상태는 생활만족도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특수직역연금 수급군의 생활만족도가 비수급군에 비해 가장 생활만족도가 높았고 그 다음으로 국민연금군이 비수급군에 비해 생활만족도가 높았다. 한편 노후소득보장제도의 수급상태 대신에 수급액을 독립변수로 한 민감도분석에서도 기초연금 수급군을 제외하면 유사한 분석결과를 얻었다. 이는 공적연금 수급액과 노인들의 생활만족도 간의 유의미한 정적인 관계를 보고했던 허은진(2017)의 연구결과와 맥을 같이 한다. 또한 분석대상을 65~74세 노인층 전체로 확대하여 시행한 또 다른 민감도분석에서도, 노인 가구주를 대상으로 한 본 연구의 분석결과와 동일하게, 공적노후보장제도 수급상태가 노인층의 생활만족도와 통계적으로 유의미하게 연관되어 있다는 결과를 도출했다. 한편 소득이 높을수록 생활만족도가 높다는 연구결과는 선행연구(Pinquart & Sorensen, 2000; 김교성, 유재남, 2012; 최경희, 조덕호, 2012; 김학주, 2017)를 지지한다.

셋째, 노후소득보장제도의 수급상태별로 5개 집단을 분류하여 전체모형에서 투입한 통제변인을 비교한 결과, 생활만족도와 관련된 변인의 일부 차이를 발견할 수 있었다. 먼저 모든 집단에서 공통적으로 생활만족도에 영향을 미치는 변인은 주관적 건강상태, 우울이었다. 이는 노인의 생활만족도에 주관적 건강상태(하춘광, 2007; 김교성, 유재남, 2012; 신성일, 2012, 이승신, 2012; 최경희, 조덕호, 2012; 허준수, 조승호, 2017; 허원구, 2017), 우울(신성일, 2012; 허원구, 2017; 허준수, 조승호, 2017)이 영향을 미친다고 보고한 연구결과를 지지한다. 특히 주관적 안녕감의 인지․평가적 요소인 생활만족도가 정서적 요소인 우울과 밀접한 관련성을 가진다는 것(권석만, 2010)을 확인할 수 있었다. 무엇보다 집단 간 신체 및 정신건강 수준을 비교할 때, 국민기초생활보장 수급군의 주관적 건강상태는 가장 나쁘고 우울은 가장 높은 반면에 특수직역 연금군의 주관적 건강상태는 가장 좋고 우울은 가장 낮다는 점을 주목할 필요가 있다. 이는 노후소득보장제도 내에서 경제적 수준이나 지위가 취약한 계층에 속할수록 신체 및 정신건강이 취약할 가능성을 보여주는 결과로, 노후소득보장제도 수급상태별 건강불평등의 문제를 면밀히 살펴 이를 완충시키기 위한 지원이 병행되어야 할 것이다.

또한 각 집단별로 생활만족도에 영향을 미치는 변인을 살펴보면, 첫째, 국민기초생활보장 수급집단의 경우 연령이 높을수록, 대도시 지역에 거주할수록, 근로를 할수록 생활만족도가 높게 나타났으며, 통계적으로 유의미하지 않았지만 국민기초생활보장 수급액이 생활만족도와 정적인 관계를 보였다. 대도시에 사는 노인일수록 생활만족도가 높다는 결과는 대도시에 거주하는 경우 생활만족도가 높았던 이승신(2012)의 연구를 지지한다. 둘째, 특수직역 연금 수급집단의 경우 주관적 건강상태와 정신건강상태(자아존중감과 우울)가 생활만족도와 유의미하게 연관되는 것으로 나타났다. 특수직역연금 수급자집단은 연금액 자체는 통계적으로 유의미하게 나타나지 않는다. 이는 특수직역연금 수급자들이 상대적으로 높은 수준의 연금을 수령하기 때문에 경제적 요인보다는 건강요인이 생활만족도에 유의미하게 영향을 미치는 것으로 보인다. 셋째, 국민연금 수급자의 경우, 연령이 높을수록, 자산이 많을수록, 주관적 건강상태와 정신건강이 생활만족도에 유의미하게 연관되어 있는 것으로 나타났다. 국민연금 수급자는 연금액이 상대적으로 적기 때문에 특수직역연금 수급자와 비교해서 자산정도가 생활만족도에 미치는 영향이 유의미하게 나타났다. 넷째, 기초연금만 수급하는 노인의 경우, 건강요인이 유의미하게 생활만족도에 영향을 미쳤으나, 기초연금수급액 자체는 생활만족도와 통계적으로 유의미하지 않았다. 다섯째, 비수급집단은 기초연금을 수급하지 않는다는 측면에서 보면 경제적으로 상위 30%에 해당되는 집단이라고 할 수 있는데, 연령과 주관적 건강상태, 그리고 우울이 생활만족도와 유의미하게 연관되어 있는 것으로 나타났다.

이외에 국민기초생활보장 수급집단, 비수급집단과 국민연금 수급집단의 경우 연령이 높을수록 생활만족도가 높게 나타났다. 이는 연령이 높을수록 생활만족도가 높았던 선행연구결과를 지지한다(김교성, 유재남, 2012). 전체집단과 각 수급집단별 분석 모두에서 배우자유무와 생활만족도간의 관계는 없는 것으로 나타났으나, 이는 일반적으로 노년기에 배우자가 있는 경우 다른 집단에 비해 생활만족도가 높다고 보고한 연구결과(이승신, 2012; 최경희, 조덕호, 2012)와는 다르게 나타난 결과로, 그 이유를 명확히 추론하기 위해서는 추후 연구가 필요한 부분이다.

본 연구는 복지패널 7차부터 12차까지 6개년도 자료를 활용하여 패널자료를 구축한 종단연구로, 기존 선행연구가 개인특성변인을 중심으로 노인의 생활만족도를 고찰한 것과는 달리 노후소득보장 수급상태라는 제도적 변인과 노인의 생활만족도의 관련성을 탐색했다는 점에서 의의를 가진다. 그리고 본 연구는 노후소득보장제도의 수급상태별 생활만족도 차이를 검증하고, 집단별로 생활만족도 관련 변인을 고찰했다. 본 연구는 다음과 같은 시사점을 가진다. 첫째, 노후소득보장제도의 수급상태 중 특수직역연금 수급과 국민연금 수급이 노인의 생활만족도와 긍정적으로 연관되어 있다는 연구결과는 한국 노인들의 생활만족도를 높이기 위해서 제도적으로 공적연금의 사각지대 축소가 필요하다는 것을 함의한다. 2014년 말 현재 18~59세 경제활동인구 중 실제 공적연금 보험료 납부자의 비중이 65.4%에 불과하고 2013년 말 현재 65세 이상 인구 중 공적연금 수급자 비중은 37.6%에 불과한 실정이다(국민연금사편찬위원회, 2015). 따라서 공적연금의 사각지대를 줄이기 위한 정책대안이 필요하며, 공적 연금의 사각지대 축소는 노인층의 생활만족도 향상으로 이어질 것으로 예상할 수 있다. 하지만 기초연금 수급액이 노인의 생활만족도와 통계적으로 유의미하게 연관되어 있지 않은 것으로 나타났기 때문에 기초연금의 확대가 노인의 생활만족도를 높이는 정책방안이 될 수 있는지에 대해서는 신중히 검토해야 한다.7) 한편 국민연금 가입의 사각지대를 줄이는 효과적인 정책대안의 하나로는 저소득 근로자의 국민연금과 고용보험료의 50%를 지원하는 두루누리 사회보험료 지원사업의 수혜범위를 자영자까지 확대하여 저소득 근로자와 저소득 자영자의 국민연금 가입을 독려하는 것을 고려할 수 있다. 그리고 출산, 군복무, 실업, 돌봄 등의 이유로 연금가입이 어려운 계층에 대한 배려가 필요한데, 크레딧제도를 확대하는 것도 공적 연금 가입의 사각지대를 줄이는 효과가 있을 것이다.

둘째, 본 연구는 사회제도와 인간 심리적 요인과의 연관성을 밝혔다는 점에서 이론적 차원에서 사회보장정책의 효과에 대한 논의를 확장하고 있다. 비수급군의 소득 및 자산의 평균이 특수직역연금군보다 높음에도 불구하고 비수급군에 비해 특수직역연금군의 생활만족도가 더 높았다. 주관적 안녕감의 정서적 측면(우울, 자아존중감)을 통제한 후에도 노후소득보장제도 수급상태가 노인들의 생활만족도에 영향을 미친다는 본 연구결과는 제도와 인간 심리상태와 긴밀히 연관되어 있다는 것을 보여준다. 즉 본 연구는 노후소득보장제도 수급상태가 노인의 생존 및 안전욕구 충족과 밀접하게 연관될 수 있다는 점을 보여주었다. 이는 가구소득수준과 상관없이 사회보험 수급이 주관적 계층의식의 하락을 방지하는 효과를 가진다는 연구 결과와 맥을 같이 한다(금현섭, 백승주, 2011). 노후소득보장제도가 가지는 심리적 안정성 효과를 의미하는데, 공적연금 수급자의 경우 자신의 기여를 댓가로 급여를 받고 있다는 권리의식을 바탕으로 매달 연금수급을 함으로써 제도 내에 소속되어 있다는 안정감을 느끼는 것으로 해석가능하다.8) 즉 공적연금의 사회보장적 성격이 공적 연금 수급자의 심리적 안정화로 현상한다고 할 수 있다. 반면에 공공부조 수급자의 경우 생활만족도만이 아니라 자아존중감도 다른 집단에 비해서 제일 낮았는데, 이는 공공부조 제도가 부여하는 스티그마를 공공부조 수급자가 느끼고 있다는 것을 보여준다. 한편 생활만족도는 욕구충족의 여부 이외에도 자신의 상태를 비교하는 기준의 속성에 의해서도 결정된다(권석만, 2010). 이는 개인의 욕구가 충족되더라도 자신보다 더 풍족한 상태에 있는 사람과 비교하게 되면 행복도가 저하되기 때문이다. 본 연구결과에서도 보았듯이 국민기초생활수급집단은 다른 세 집단에 비해, 비수급집단은 국민연금집단 또는 특수연금집단에 비해, 국민연금집단은 특수연금집단에 비해 생활만족도가 매년 큰 변함없이 낮았다. 이처럼 노후소득보장제도의 속성에 따라서 개인들의 심리상황에 영향을 미치는 효과가 다르게 나타날 수 있다.

노후소득보장제도의 수급상태와 노인들의 생활만족도의 관계를 고찰한 본 연구에서 충분히 다루지 못한 과제는 사회보장제도의 효과 중 수급자의 심리적 안정성 효과에 관한 이론 구축이라고 할 수 있다. 개인들의 속성을 통제한 상태에서 노후소득보장제도의 수급상태와 노인들의 생활만족도가 유의미한 관계를 가지고 있다는 연구결과를 보다 논리적으로 이해하기 위해서는 특정 노후소득보장제도에 소속되어 수급하고 있는 사실이 개인에게 미치는 심리적 효과에 대한 구체적 이론이 요청된다. 이 과제는 후속연구에 맡긴다.

Notes

1)

이는 연구 대상 집단이나 분석방법에 따라 상이한 연구결과가 도출되었을 것으로 여겨지며, 생활만족도 추이를 좀 더 명확히 드러내기 위해 동일집단을 장기적으로 추적할 필요가 있다.

2)

분석대상을 2012년 현재 65세 이상 74세 이하의 노인 가구주로 한정한 이유는 75세 이상 고령자의 경우 1988년 국민연금이 시행되었을 때 51세 이상의 나이를 가진 고령자이고 1988년 국민연금에 가입을 한다하더라도 가입기간이 10년 미만이기 때문에 연금형태의 국민연금을 수령할 수 없는 가능성이 높아서 국민연금에 원초적으로 배제되어 있을 가능성이 높은 인구계층이라고 판단했기 때문이다.

3)

생활만족도와 우울의 상관계수는 −.499(p<.001)로 .70 미만이며 다중공선성 문제가 없다. 우울과 생활만족도간의 상관관계는 부적관계를 보이지만, 우울하다고 해서 모든 생활영역의 만족감이 낮다고 단정지을 수 없는 독립된 정서적 측면이다. 따라서 본 연구는 기존 선행연구에서 노인의 생활만족도에 중요하게 영향을 미친다고 보고되어왔던 우울변인을 통제변인으로 추가하였다.

4)

패널자료분석방법의 장점으로는 첫째, 횡단모형과 종단모형보다 정보의 이용성 측면에서 더 많은 정보량을 가지고 종속변수를 설명할 수 있다. 둘째, 패널모형은 횡단 및 종단모형보다 변수들 간의 공선성 발생의 가능성이 낮기 때문에 분석에 있어서 효율적인 추정을 할 수 있다. 셋째, 패널모형에서는 모형에서 관찰되지 않는 개별 개체의 특수성을 측정하고 통제할 수 있다(권혁창, 정창률, 염동문, 2018).

5)

상관분석에서 경제변수(근로유무, 소득, 자산)와 노후소득보장제도 수급상태 간의 상관계수는 ±.031~.540 사이였으며, 경제변수와 노후소득보장제도 수급액 간의 상관계수는 ±.030~.376 사이로 다중공선성의 문제는 없는 것으로 나타났다.

6)

본 연구모형과 비교하기 위해 민감도분석을 실시하였다. 즉 노후소득보장제도 수급상태 대신 각 급여액(국민기초생활수급액, 특수직역연금수급액, 국민연금수급액, 기초연금수급액)을 투입하였다. 분석결과, 기초연금급여액을 제외한 3개의 급여액이 생활만족도에 영향을 미치는 것으로 수급상태 변수와 유사하게 나타났으며, R2의 값도 큰 차이가 없었다. 이러한 분석결과는 Ⅳ장 표 7에서 제시하였다.

7)

소득이 유의미하게 노인층의 생활만족도와 연관되어 있다는 분석결과를 전제로, 노인일자리 사업을 통해 노인의 소득을 높여주는 것이 보다 효과적인 정책대안이 될 수 있다.

8)

이러한 논의는 다양한 욕구를 충족시킬 수 있는 환경적 여건을 갖춘 사람일수록 행복하다는 욕망충족 이론의 범위를 사회보장제도로 확장하여 구체화한다는 의미가 있다. 일부 연구에서(Perterson, 2006; 권석만, 2010, p.128 재인용) 외부적 조건들이 주관적 안녕감과의 관련성이 미미하다고 하나, 본 연구 결과는 퇴직이후 소득이 감소할 수 있는 시기에 안정적으로 소득이 제공될 수 있는 제도 내에 소속되어 있다는 것만으로도 노인들에게 안녕감을 준다는 것을 보여준다.

References

1 

국민연금사편찬위원회. (2015). 실록 국민의 연금. 전주: 국민연금연구원.

2 

권석만. (2010). 심리학의 관점에서 본 욕망과 행복의 관계. 철학사상, 36, 121-152.

3 

권혁창, 이은영. (2012). 국민연금 수급이 고령자의 삶의 만족도에 미치는 영향에 관한 연구. 사회복지연구, 43(2), 61-85.

4 

권혁창, 정창률, 염동문. (2018). OECD 국가들의 경제수준에 따른 연금개혁의 효과분석. 사회과학연구, 34(2), 81-104.

5 

금현섭, 백승주. (2011). 사회보험과 주관적 계층의식의 변동. 정책분석평가학회보, 21(3), 61-86.

6 

김교성, 유재남. (2012). 노년기 삶의 만족도와 소득 궤적에 관한 종단연구. 노인복지연구, 58, 163-188.

7 

김정근. (2016). 국민연금수준이 고령층의 우울증에 미치는 영향: 빈곤가구와 비빈곤가구 비교분석. 노인복지연구, 71(4), 423-447.

8 

김학주. (2017). 노인가구의 경제적 변인이 생활만족도에 미치는 영향에 관한 연구: 건강 변수의 조절효과를 중심으로. 생명연구, 46, 297-349.

9 

모진아, 이경희. (2018). 노인의 생활만족도 영향요인: 체계적 문헌고찰 및 메타분석. 한국산학기술학회 논문지, 19(1), 517-526.

10 

박순미, 손지아, 배성우. (2009). 노인의 생활만족도 변화에 대한 종단적 접근: 인구사회학적 변인을 중심으로. 사회과학연구, 25(3), 1-24.

11 

손주희, 이명진. (2018). 노인의 경제적 지위와 주관적 삶의 질의 관계에서 사회적 지지의 간접효과에 관한 연구. 사회과학연구논총, 34(1), 43-71.

12 

신성일. (2012). 노인의 삶의 질에 관련된 변인들의 메타회귀분석, 박사학위논문. 충북대학교.

13 

엄소영, 이용재. (2015). 한국 노인소득보장의 국가-시장-가족분담구조 분석. 한국콘텐츠학회논문지, 15(5), 191-199.

14 

이상록, 이순아. (2016a). 공적 연금의 심리사회적 영향: 빈곤지위에 따른 영향 차이를 중심으로. 사회복지정책, 43(1), 187-214.

15 

이상록, 이순아. (2016b). 물질적 결핍과 노인의 정신건강에 대한 종단연구. 사회복지정책, 43(2), 277-304.

16 

이상우. (2017). 빈곤노인과 비빈곤노인의 자살생각 영향요인에 대한 종단연구: 패널 로짓 모형의 활용. 보건사회연구, 37(3), 191-229.

17 

이승신. (2012). 고령자 노후준비에 따른 삶의 만족도에 대한 연구. 소비문화연구, 15(4), 43-61.

18 

이준우, 이현아, 황준호. (2011). 한국 노인의 노후생활에 관한 인식. 한국노년학, 31(3), 711-732.

19 

전명숙, 태명옥. (2016). 사회경제적 변인이 노인의 삶에 대한 만족도에 미치는 영향. 한국콘텐츠학회논문지, 16(6), 323-333.

20 

정경희, 오영희, 이윤경, 오미애, 강은나, 김경래, et al.. (2017). 2017년도 노인실태조사. 세종: 보건복지부, 한국보건사회연구원.

21 

정순둘, 이선희. (2011). 노인 삶의 만족도 변화: 전국노인생활실태 및 복지욕구조사 3개년도(1994. 2004. 2008년) 결과비교. 한국노년학, 31(4), 1229-1246.

22 

정운영, 정세은. (2011). 1인 노인가구의 경제적 특성과 삶의 만족도 연구: 저소득가구와 고소득 가구의 비교. 한국노년학, 31(4), 1119-1134.

23 

최경희, 조덕호. (2012). 순서화 로짓모형을 활용한 도시 및 농촌 노인의 삶의 만족도 결정 변수 분석. 한국정부학회 학술발표논문집. 247-274.

24 

통계청. (통계청). 2017 고령자 통계. http://kostat.go.kr/. 서울: .

25 

하춘광. (2007). 공적연금수급노인과 일반노인의 삶의 만족도 관련요인 비교연구. 사회과학연구, 23(3), 1-21.

26 

한석태. (2008). 노인 삶의 질 결정요인에 관한 연구. 한국행정학보, 42(3), 441-461.

27 

허원구. (2017). 노인의 삶의 만족도 발달궤적과 건강특성요인. 사회복지정책, 44(2), .297-318.

28 

허은진. (2017). 노년층의 경제적 노후준비와 생활만족도의 관계. GRI 연구논총, 19(2), 119-150.

29 

허준수, 조승호. (2017). 노인들의 삶의 만족도에 대한 인과모형 연구. 한국콘텐츠학회논문지, 17(1), 673-691.

30 

Baltes M. M., Baltes P. B.. (1986). The psychology of control and aging. Hillsdale. NJ: Erlbaum.

31 

Blanchflower D. G., Oswald A. J.. (2011). International Happiness. http://www.nber.org/papers/w16668. Cambridge: NBER.

32 

Boes S., Winkelmann R.. (2010). The effect of income on general life satisfaction and dissatisfaction. Soc. Indic. Res., 95, 111-128.

33 

Diener E.. (1984). Subjective well-being. Psychological Bulletin, 95, 542-575.

34 

Kahneman D., Deaton A.. (2010). High income improves evaluation of life but not emotional well-being. PNAS, 107(38), 16489-16493.

35 

Pinquart M., Sorensen S.. (2000). Influence of socioeconomic status. social network, and competence on subjective well-being in later life: A meta-analysis. Psychology and Aging, 15(2), 187-224.