1. 1인 가구 여부와 우울의 관계

통계청에 따르면, 1인 가구는 “혼자서 살림하는 가구로, 1인이 독자적으로 취사, 취침 등의 생계를 유지하는 가구”로 정의된다(통계청, 2021). 선행연구에 따르면, 1인 가구는 여성의 비율이 더 높고, 교육 수준과 경제활동 참여율은 더 낮으며, 건강 상태도 다인 가구보다 더 나빴다(윤태실, 민주홍, 2023). 여성의 비율이 높은 것은 사별한 여성 노인이 많이 포함되어 있기 때문이고, 여타 상태들이 좋지 않은 것은 노인의 비중이 크기 때문이라는 점으로 설명된다. 국내연구들은 1인 가구가 다인 가구에 비해 우울 수준이 더 높다는 결과를 꾸준히 보고하고 있다. 예를 들어, 성인 전체를 대상으로 한 연구에서는 1인 가구가 다인 가구보다 유의미하게 높은 우울 수준을 보였으며, 소득은 더 낮았고, 가족이나 친구와의 접촉 빈도와 정서적 교감 수준도 더 떨어지는 것으로 나타났다(최유정 외, 2016). 국민건강영양조사 자료를 분석한 연구에서는, 1인 가구가 다인 가구에 비해 일상활동, 불안/우울 등 삶의 질 측면에서 점수가 더 낮았고, 이러한 취약성은 특히 남성에서 더 두드러졌다(한송이 외, 2022). 또 다른 연구에서도, 1인 가구는 다인 가구보다 소득수준이 낮고, 흡연과 음주율이 더 높았으며, 우울이나 자살 생각의 위험도 더 큰 것으로 나타났다(신미아, 2019). 미국에서도 독거인은 재정 상태가 좋지 않은 경향이 있는 것으로 알려져 있으며(Stepler, 2016), 한국 중년층(40~64세)을 대상으로 한 연구에서도 1인 가구는 다인 가구에 비해 우울 수준이 더 높았다(고아라 외, 2018).

한국의 사별한 여성 노인을 대상으로 한 연구에서는 혼자 사는 여성 노인이 가족과 함께 사는 여성 노인보다 우울 수준이 더 높았으며, 이러한 차이는 소득 격차로 설명되었다(Jeon et al., 2017). 고령자의 경우 나이가 들수록 배우자와 사별할 가능성이 커지고, 이에 따라 독거의 위험이 커진다. 해외 25개 연구에 대한 메타분석에 따르면, 독거노인은 다인 가구 노인보다 우울 위험이 1.44배 더 높은 것으로 나타났다(Xiu-Ying et al., 2012). 영국 노인을 대상으로 한 종단연구에서는 배우자와 함께 살다 독거로 전환된 경우 심리적 고통이 많이 증가하는 것으로 보고되었다(Stone et al., 2013). 유럽 16개국 중고령자를 대상으로 한 조사에서는 독거가 우울과 유의미한 관계가 있음을 확인했으며, 인터넷 사용이 이러한 독거의 부정적 효과를 약화시키는 조절 효과를 가진다는 점도 발견되었 다(Silva et al., 2022). 인터넷은 독거노인에게 중요한 소통 수단이 될 수 있었고, 사회적 관계를 확장하고 풍부하게 하는 데 기여했다. 한국의 종단연구에서는 사별한 여성 노인이 혼자 사는 것보다 성인 자녀와 함께 거주하는 경우 우울이 감소하는 것으로 나타났다(Do & Malhotra, 2012). 독거는 사회적 고립의 위험을 높이며, 특히 자녀가 멀리 거주하는 경우 감정적·도구적 지지 부족으로 우울이 심화될 가능성이 크다. 또한 독거노인의 우울 위험이 더 큰 것은 경제적으로 더 취약하기 때문이었다(Chou et al., 2006).

독거는 사회적 관계의 약화와 고립, 외로움을 초래해 정신건강 악화를 유발할 수 있으며(Gyasi et al., 2020), 이러한 현상은 젊은층보다 사별, 은퇴, 신체적 제약을 경험할 가능성이 높은 노년층에서 특히 두드러질 수 있기에 연령에 따른 차이를 검토하는 연구가 요구된다. 가족과 함께 사는 것은 경제적 자원을 비롯한 다양한 자원을 증가시키고, 감정적 도구적 지지를 받을 수 있으며, 의사결정과 대처에 도움을 줄 수 있기에 독거보다 정신건강 상 더 이로울 수 있다. 그러나 미국의 질적 연구에서는 혼자 사는 것이 반드시 외로움을 의미하지는 않으며, 독거인 중 일부는 더 적극적으로 친교 활동을 하거나 다양한 경험을 즐기는 것으로 나타났다(Klinenberg, 2012). 독거가 고립이나 사회적 배제로 이어질 수 있지만, 집 밖에서의 사회활동을 더 적극적으로 하게 되는 계기가 될 수도 있다. 함께 사는 가족이 없으니 친구들을 만날 시간이 더 많을 수 있고, 자기가 하고 싶은 일을 할 수 있는 자유가 더 많을 수 있다. 이러한 이점은 주로 청년층에서 두드러질 것이며, 노년층의 경우 질병과 기능적 제약으로 인해 이러한 긍정적 효과를 누리기 어렵고, 사회적 지지와 돌봄의 부족으로 고통을 받을 가능성이 크다. 이는 독거 여부와 우울의 관계에서 연령의 조절 효과가 존재할 가능성이 있음을 제기한다. 노인에 대한 아시아 국가 연구들에서도 유사한 결과들이 나타났다. 싱가포르 노인을 대상으로 한 연구에서는 독거가 외로움을 증가시키고 우울 위험을 높이는 것으로 나타났으며(Lim & Kua, 2011), 중국 농촌 노인을 대상으로 한 종단연구에서는 독거노인이 자녀와 함께 사는 노인에 비해 삶의 만족도가 낮았고, 이는 사회적 지지 중 재정적 지원 부족에서 기인한 것으로 나타났다(Mao & Han, 2018). 사회적 지지는 크게 세 유형으로 분류되는데, 감정적 지지, 도구적 지지, 재정적 지원이 그것이다(Cong & Silverstein, 2008).

고령화가 심화되면서 한국의 독거노인 비율도 급증하고 있다. 2024년 기준으로 65세 이상 노인의 22.1%가 1인 가구를 이루고 있다(통계청, 2024). 독거노인의 경제적 열악함과 고독사, 자살 등이 사회문제화되면서, 독거 노인만을 연구 대상으로 하여 그들의 우울에 영향을 미치는 요인을 검토한 연구가 다수 수행되었다. 한국복지패널 조사 자료를 분석한 연구에서는 경제적 곤궁과 가족 지지가 독거노인의 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났으며(최영, 2008), 가족관계 만족도가 역시 우울 수준에 영향을 미쳤다(이신영, 2011). 농촌지역 독거노인을 대상으로 한 연구에서는 고령이면서 남성일수록 우울 수준이 더 높았으며(정성배, 배지연, 2017), 소득수준과 사회활동 정도 역시 우울에 영향을 미쳤다. 부산지역 독거노인의 사회적 관계망은 고립형(33.6%), 다층적 관계형(24.1%), 비혈연 사회참여형(21.5%), 혈연중심형(20.6%)으로 분류되었는데(장수지, 김수영, 2017), 우울 수준은 고립형에서 가장 높았으며, 다층적 관계형에서 가장 낮았다.

2. 조절 효과에 대한 선행연구

거주 형태가 정신건강에 미치는 영향은 하위인구 집단에 따라 달라질 수 있다. 1인 가구 여부 혹은 독거 여부가 우울에 영향을 미친다는 점은 알려져 있으나, 이 관계가 사회인구학적 요인에 따라 어떻게 달라지는지에 대한 조절 효과를 검토하는 연구가 필요하다. 선행연구들은 주로 중고령자를 대상으로 젠더, 사회적 지지, 이민자 여부, 소득의 원천, 신체활동이나 사회참여 정도, 연령 등의 조절 효과를 검토한 바 있는데 구체적 내용은 아래와 같다.

젠더에 따른 차이에 관한 연구를 보면, 한국고령화패널 자료를 분석한 종단연구에서 독거 여부와 우울의 관계는 젠더에 따라 차별적이었다(Baek et al., 2023). 독거가 우울에 미치는 악영향은 여성보다 남성에게서 더 크게 나타났다. 여성 노인은 더 큰 네트워크와 사회적 지지망을 갖추고 있어 독거의 부정적 영향을 덜 받는 동시에, 동거 시 가족에 대한 지지 제공의 부담이 남성보다 클 수 있기에 동거의 혜택이 상대적으로 작을 수 있다. 미국의 노인 대상 연구도 이를 뒷받침하는데, 자녀와 동거하는 노인은 배우자와 동거하는 노인보다 심리적 고통의 위험이 더 크며, 이 관계는 젠더에 따라 차별적이었다(Henning-Smith, 2016). 남편과 자녀와 함께 사는 여성 노인은 심리적 고통의 위험이 높은 반면, 아내와 자녀와 함께 사는 남성 노인은 심리적 고통의 위험이 매우 낮았다. 이는 미국 사회에서 성인 자녀와 동거하는 것이 여성 노인에게 더 큰 부담과 스트레스를 유발할 수 있음을 시사한다.

사회적 지지 역시 독거와 우울의 관계를 조절할 수 있다. 미국 플로리다 노인을 대상으로 한 연구에서는 독거노인의 우울이 사회적 지지의 수준에 더 큰 영향을 받았는데, 독거이면서 사회적 지지를 적게 받는 노인일수록 우울 수준이 더 높아지는 조절 효과가 존재했다(Russell & Taylor, 2009). 이는 사회적 지지가 독거 노인의 우울을 완화시키는 효과적 요인으로 역할 할 수 있음을 보여준다. 소득의 원천이 독거 여부와 심리적 안녕의 관계를 조절한다는 연구 결과도 있었다. 중국 노인을 대상으로 한 종단연구에서는 소득을 자신이 직접 마련하며 가족과 동거하는 노인의 심리적 안녕이 가장 좋았고, 정부의 경제적 지원을 받으며 독거하는 노인의 심리적 안녕이 가장 좋지 않았다(Zhou et al., 2019). 가나 중고령자 대상 연구에서는 신체활동이나 사회참여가 독거와 심리적 고통의 관계를 완화하는 조절 효과가 있었다(Gyasi et al., 2020). 독거하더라도 신체활동과 사회참여를 자주 하는 중고령 자는 심리적 고통이 크게 줄었으며, 이는 신체활동과 사회적 자본이 독거로 인한 외로움과 스트레스를 효과적으로 완화할 수 있음을 보여준다. 사회적 자본은 독거하는 노인들에게 소속감과 안전감을 느끼게 만들 수 있으며, 타인과 함께하는 집단적 신체활동은 독거노인의 정신건강에 더욱 이로울 것이다.

연령의 조절 효과를 검토한 연구는 매우 부족하다. 강유진의 연구는 1인가구만을 대상으로 하여, 1인가구 내에서 연령별로 우울에 영향을 미치는 사회적 요인이 어떻게 달라지는지를 검토하였다(2019). 중국 50세 이상 중고령자를 대상으로 한 종단연구에서는 배우자가 있으나 독거하는 경우(예: 주말부부)와 가족과 동거하는 경우의 우울 수준은 유사하였고, 배우자가 없이 독거하는 경우 우울 수준이 가장 높았다. 이 연구에서 연령에 따른 조절 효과는 유의미하지 않았다(Wen & Ren, 2021). 그러나 1인 가구는 집단 내 이질성이 존재할 수 있으며, 연령에 따라 그 특성과 영향이 달라질 가능성이 있다. 예컨대, 청년 1인 가구는 삶의 질이 나쁘지 않고, 우울 수준도 상대적으로 낮을 가능성이 있지만, 독거노인은 높은 우울 수준을 보일 가능성이 크다. 이에 따라 1인 가구 여부와 우울의 관계에 대한 연령의 조절 효과를 검토하는 연구가 필요하다.

연령의 조절 효과에 대한 근거가 될 수 있는 이론은 자원대체(resource substitution) 이론이다. 이에 따르면, 여러 자원이 부족한 취약 집단에서는 특정 자원이 신체 및 정신건강을 효과적으로 개선할 가능성이 있다(Ross & Mirowsky, 2006; Young & Schieman, 2012). 즉 취약 집단에 부재한 여러 자원을 효과적으로 대체할 수 있는 특정한 요인이 있을 수 있다는 것이다. 예를 들어 청장년층에 비해 노년층은 사회적 관계, 경제적 자원 등 정신건강과 관련한 자원이 부족한 경향이 있는데, 대규모 메타분석 연구에서 65세 이후 사회적 네트워크 규모는 축소되는 것으로 나타났다(Wrzus et al., 2013). 또한 노년층은 은퇴했을 가능성이 크고 소득원이 제한적이므로 경제적으로도 취약한 편이다. 일종의 취약 집단인 노년층의 정신건강에 효과적일 가능성이 있는 자원 중 하나는 동거하는 가족이나 동반자다. 즉, 노년층은 1인 가구보다 다인 가구일 때 청년층에 비해 정신건강 상 더 큰 혜택을 받을 가능성이 높다. 이처럼 자원대체 이론에 근거하면, 1인가구와 다인 가구 간 우울 격차가 청년층에 비해 노년층으로 갈수록 더 커지는 연령 조절 효과(분기 패턴)가 예상된다.

만일 그와 같은 연령 상호작용, 즉 노년층으로 갈수록 1인 가구와 다인 가구 간 우울 수준의 격차가 더 커지는 현상이 존재한다면, 이를 설명할 요인으로 가구균등화 소득, 친분관계 만족도, 가족관계 만족도를 고려할 수 있다. 삶의 조건과 관련하여 1인 가구의 대표적 취약성은 경제적 취약성과 사회관계적 취약성이다. 본 연구는 경제적 취약성과 관련하여 가구소득을 고려하는데, 1인 가구는 소득원이 한 명이므로 소득이 더 적은 것으로 알려져 있다(신미아, 2019). 사회관계적 취약성과 관련해서는 사회적 친분관계 만족도와 가족관계 만족도를 고려하는데, 1인 가구는 가족과 함께 살지 않으므로 만족도가 더 낮을 가능성이 있다(최유정 외, 2016). 이 세 가지 요인은 두 가지 메커니즘을 통해 격차 증가의 패턴을 설명할 수 있다(House et al., 1994). 첫 번째 메커니즘을 소득을 예로 설명하자면, 1인 가구와 다인 가구 간 소득 격차가 연령이 증가함에 따라 확대되면, 소득은 우울에 영향을 미치므로 우울 격차도 확대될 수 있다. 두 번째 메커니즘은 소득이 우울에 미치는 영향력이 연령 증가에 따라 더 커질 수 있다는 것이다. 즉, 1인 가구 여부에 따른 소득 격차가 연령에 따라 변화하지 않더라도, 소득이 우울에 미치는 영향력의 크기가 노년층으로 갈수록 더 커진다면, 소득이 더 낮은 1인 가구의 정신건강은 노년층으로 갈수록 더 악화될 수 있다.

만일 소득이 우울에 미치는 영향력이 노년집단으로 갈수록 커진다면 그 이론적 근거는 앞서 언급한 자원대체 이론이다(Ross & Mirowsky, 2006). 다른 자원이 부족한 취약 집단인 노년층의 정신건강에 소득이 중요한 자원일 수 있다는 것이다. 청년층은 친교활동을 즐길 수 있는 친구들이 더 많고, 취업의 기회가 노년층보다 더 많으며, 스포츠 활동을 포함한 다양한 취미활동이나 문화활동에 더 적극적이기에 소득이 우울에 미치는 영향이 크지 않을 수 있다. 반면, 노년층은 친구가 더 적고, 직업이 없을 가능성이 더 크고, 다양한 활동에 더 소극적일 수 있기에 소득이 정신건강에 더 중요할 수 있다(Wrzus et al., 2013). 소득은 노인의 스트레스를 감소시키고 자존감을 강화 시킬 수 있다(김정엽, 이재모, 2008). 또한 노인의 소득은 친교활동이나 취미활동에 적극적으로 나서도록 하는 데 중요한 역할을 할 수 있다(박현남, 허수연 2023; 이형하, 2021). 이러한 이유로 소득은 청년보다 노인의 우울에 더 중요한 요인일 수 있다.

다음으로, 1인 가구와 다인 가구 간 우울 격차가 노년층으로 갈수록 더 커지는 분기 패턴은 1인 가구의 가족관계 만족도가 노년집단으로 갈수록 상대적으로 더 낮아지는 현상에 기인할 가능성이 있다. 만일 1인 가구와 다인 가구 간 가족 만족도의 격차가 연령에 따라 확대되면, 가족 만족도는 우울에 영향을 미치므로 우울 격차도 확대될 수 있다. 그렇다면 노년층 1인 가구의 가족관계가 상대적으로 더 나빠지는 현상은 이론적으로 어떻게 설명할 수 있을까? 우선 가족과의 접촉이나 교류활동이 감소하기 때문일 수 있다. 청년층은 1인 가구여도 부모나 형제와의 접촉이나 교류가 활발한 데 반해, 노인은 1인 가구일 때 접촉과 교류가 감소할 가능성이 크다(석소현, 2008; 이한나, 2020). 특히 저소득 독거노인의 자녀는 생계가 곤란하거나 빈곤하여 노인과의 교류가 적거나 관계가 단절되었을 가능성이 있다(신근화, 2012).

마지막으로 1인 가구와 다인 가구 간 친분관계 만족도의 격차가 노년에 확대되면, 친분관계 만족도는 우울에 영향을 미치므로 우울 격차도 확대될 수 있다. 그렇다면 노년층 1인 가구의 친분관계가 상대적으로 더 나빠지는 현상은 이론적으로 어떻게 설명할 수 있을까? 친교활동은 청년기에 가장 활발하고, 직장과 가족에 집중하는 중년기에 뜸해지고, 은퇴하고 자녀가 독립한 노년층에서 다시 활발해질 가능성이 크다. 중년에 직장과 가족에 헌신했던 다인 가구의 노인은 은퇴 후 여가시간을 통해 친분관계를 회복할 수 있으나, 독거노인은 친분관계의 회복이 잘 이루어지지 않을 가능성이 있다(권혁철 , 2019). 다인 가구의 노인은 중년기에 어쩔 수 없이 친구와의 관계가 소원해지긴 하나 관계가 유지되어 왔다면, 독거 노인은 경제적 어려움이나 건강 문제 등으로 이미 관계가 단절되 었기에 여가 시간이 많다고 해도 친분관계가 개선되지 않을 가능성이 있다. 이는 배우자 유무와도 관계될 것이다. 다인 가구의 노인은 배우자가 있을 가능성이 높으며, 배우자를 통한 친분관계와 친교활동이 존재하는데 반해, 독거 노인은 그러한 관계도 존재하지 않으므로 친분관계 만족도가 낮을 수 있다.

본 연구는 다음 세 가지 연구 질문을 탐구하고자 한다. 첫째, 1인 가구는 다인 가구보다 우울 수준이 더 높은가? 둘째, 1인 가구 여부와 우울의 관계는 연령에 따라 달라지는가? 셋째, 연령의 조절 효과가 존재한다면, 그 조절 효과는 가구균등화 소득, 사회적 친분관계 만족도, 가족관계 만족도의 세 요인에 의해 얼마나 설명되는가? 또한 이 세 요인은 어떤 메커니즘을 통해 그 조절 효과를 설명하는가?

1. 자료

본 연구는 한국보건사회연구원이 수집한 한국복지패널(Korea Welfare Panel Study)의 18차년도(2023년) 자료를 이용한다. 한국복지패널은 서울을 포함한 7개 광역시와 제주도를 비롯한 9개 도의 가구를 대상으로 연 1회(3월부터 조사를 시작하여 상반기에 완료) 실시 중인 전국 대표표본에 대한 종단 조사이다. 한국복지패널은 2005년도 7,072가구가 추출되었다. 이때 소득기준으로 중위소득의 60%이하인 저소득층 가구를 약 3,500가구, 중위소득의 60%이상인 가구를 약 3,500가구 추출하는 층화집락 계통 추출법이 사용되었다. 본 연구는 18차년도(2023년)에 조사에 참여한 만 19세 이상 성인, 14,047명을 대상으로 한다. 한국복지패널 조사는 저소득층의 과대 표집과 추출확률, 조사 가구 응답 확률 및 매 년도 표본탈락을 고려한 횡단면가중치를 제공하며, 본 연구는 모든 분석에서 18차년도의 횡단면가중치를 적용한다. 이때 가중치 적용 시 표본의 수가 원 표본의 수와 일치하도록 수정한 횡단 면가중치를 적용한다.

2. 척도

본 연구의 주요 종속변인은 우울로, CES-D (the Center for Epidemiological Studies’ Depression) 척도에 근거 한 11개 문항의 평균값을 사용하였다(Ross & Mirowsky, 2006; Young & Schieman, 2012). 이 11개 문항은 응답자들이 지난 일주일간 얼마나 자주 (1) 상당히 우울함, (2) 외로움, (3) 마음이 슬펐음, (4) 모든 일이 힘들게 느껴짐, (5) 잠을 설침, (6) 식욕이 없음, (7) 뭘 해 나갈 엄두가 나지 않음, (8) 비교적 잘 지냄, (9) 불만 없이 생활, (10) 사람들이 나에게 차갑게 대함, (11) 사람들이 나를 싫어한다고 느꼈는지를 4점 척도로 응답하게 한 것이다(1. 극히 드물다, 2. 가끔 있었다, 3. 종종 있었다, 4. 대부분 그랬다). 문항 (8)과 (9)는 방향이 반대임으로 역코딩하여 평균값을 산출하였다. 이상 11개 문항의 신뢰도 값(Cronbach α)은 .87이었다.

주요 독립변인인 1인 가구 여부는 더미(dummy)변수로 전환하였다(1인 가구=1, 다인 가구=0). 1인 가구 여부와 우울의 관계를 조절하는 연령변수는 1년 단위 변수이다. 연령 집단을 나누지 않고 1년 단위 변수를 사용한 것은 정보를 다 활용해야 연령 조절효과의 정확한 패턴을 밝힐 수 있을 뿐 아니라 이를 그래프로 표현하는데도 더욱 적절하기 때문이다. 연령의 조절 효과가 어떤 메커니즘을 통해 발생했는지를 검토하기 위해 고려하는 설명 변수는 가구균등화 소득, 친분관계 만족도, 가족관계 만족도이다. 가구균등화 소득은 2022년 가구의 총 가처분소 득을 가구원수의 제곱근으로 나눈 변수이다. 1인 가구와 다인 가구는 가구원수가 다르므로 가구균등화 소득을 사용한다. 가구균등화 소득 원변수는 분포가 편향적이고, 값의 수가 너무 많아 그래프 작성에 어려움이 있기에, 15범주로 나누어 각 범주에 해당하는 값은 그 범주의 중앙값으로 재코딩한 변수를 분석에 사용하였다. 친분관계 만족도는 사회적 친분관계에 대해 얼마나 만족하는 지를 5점 척도로 응답하게 한 것이다(1. 매우 불만족, 2. 대체로 만족, 3. 그저 그렇다, 4. 대체로 만족, 5. 매우 만족). 가족관계 만족도는 가족관계에 대해 얼마나 만족하는 지를 동일한 5점 척도로 응답하게 한 것이다. 본 연구의 가설은 1인 가구와 다인 가구 간 우울에서의 격차가 연령이 증가하여 노년층으로 갈수록 더 커진다는 것이며, 이러한 현상은 1인 가구와 다인 가구 간 친분관계 만족도나 가족관계 만족도에서의 격차가 연령에 따라 커지는 것에 의해 설명될 가능성이 있다.

통제변인으로는 성별(여성=1, 남성=0), 교육수준(전문대, 고졸, 고졸미만을 구분하는 세 개의 더미변수, 준거집단은 학사이상), 혼인상태(이혼, 비혼, 사별을 구분하는 세 개의 더미변수, 준거집단은 기혼), 고용상태(임시직, 자영업, 무직을 구분하는 세 개의 더미변수, 준거집단은 상용직), 거주지역(중소도시와 농어촌을 구분하는 두 개의 더미변수, 준거집단은 대도시)이 사용된다.

3. 분석 방법

본 연구는 일반최소자승법(Ordinary Least Squares) 중다회귀분석을 주된 방법으로 사용하였다. 우울의 경우 분포가 정적으로 편향되어 있으므로 회귀분석 시 자연로그를 적용해 변형하였다. 우울변수의 왜도값은 2.26, 첨도 값은 6.34로 자연로그 변환이 필요하였다. 조절 효과 검증을 위해 상호작용항을 만들 때는, 다중공선성의 문제를 해결하기 위해 평균값으로 중심화하였다. 본 연구에서는 1인 가구 여부와 우울의 관계에 대한 연령의 조절 효과를 설명하기 위해 세 개의 변인(가구균등화 소득, 친분관계 만족도, 가족관계 만족도)을 고려하였다. 위계적 회귀모형을 통해, 각 설명 변인이 추가될 때, 원 모형의 연령 조절 효과가 얼마나 약화되는지를 검토하였다. 이때, 각 설명변인과 연령의 상호작용항도 함께 추가되었는데, 이는 1인 가구와 다인 가구 간 우울에서의 격차가 연령이 증가할수록 더 커지는 현상이, 각 설명변인의 우울에 대한 효과가 연령이 증가할수록 더 커지는 경향에 의해 설명될 가능성을 검토하기 위한 것이다. 예컨대, 1인 가구와 다인 가구 간 우울에서의 격차가 노년층에서 더 커지는 이유는, 노년층으로 갈수록 소득이 우울에 미치는 영향이 더 커지기 때문일 가능성이 있다. 노년층으로 갈수록 소득이 우울에 더 중요해진다면, 다인 가구보다 소득이 더 적은 1인 가구가 더 취약할 수 있고, 이에 따라 우울에서의 격차가 더 커지는 것일 수 있다. 세 요인 각각이 연령 조절효과를 얼마나 설명하는지를 확인하기 위해서 위계적 회귀분석을 사용하였고, 마지막에 세 요인이 모두 고려되었을 때 연령 조절효과가 얼마나 설명되는 지를 확인하기 위해 모든 변수가 포함된 모형이 사용되었다.

분석의 다음 단계로는 각 설명변인을 종속변인으로 하여 1인 가구 여부와 연령 간 상호작용항을 포함한 중다회귀 분석을 수행하였고, 그 결과를 그림으로 표현하였다. 예컨대, 1인 가구와 다인 가구 간 우울에서의 격차가 노년층에서 더 커지는 이유는 1인 가구와 다인 가구 간 가족관계 만족도에서의 격차가 노년층으로 갈수록 더 커지기 때문일 수 있다. 각 설명변인을 종속변인으로 하여 연령의 조절 효과를 확인하면 이를 명확히 알 수 있다. 일부 종속변인과 연령의 관계가 비선형일 경우는 연령자승을 모형에 포함하였다. 연령 역시 필연적으로 발생하는 다중공선성의 문제를 해결하기 위해 평균에 가까운 값인 50세로 중심화하였다. 관례에 따라 변수 중 하나라도 결측치가 있을 경우 그 케이스는 삭제하였다(listwise deletion). 결측은 친분관계 만족도와 가족관계 만족도 변수에서만 존재했는데, 동일하게 991개(약 7%)였다.

1. 기술통계

<표 1>은 주요 변인들의 기술 통계치를 다인 가구와 1인 가구 집단별로 비교한 것이다. 우울 수준을 보면 1인 가구의 평균 우울 수준이 다인 가구보다 높았다. 가구균등화 소득은 1인 가구가 연간 평균 2,534만 원, 다인 가구가 연간 평균 3,960만 원으로, 다인 가구의 소득이 확연히 더 높았다. 친분관계 만족도의 경우 다인 가구의 평균이 1인 가구보다 더 높았지만, 그 차이는 크지 않았다. 가족관계 만족도는 다인 가구의 평균이 1인 가구보다 확연히 높았다. 요약하면, 본 연구에서 고려하는 종속변인 모두에서 다인 가구의 상태가 1인 가구보다 더 양호했으며 이는 통계적으로 유의미했다(t-test 결과). 연령의 평균값은 다인 가구가 약 49세, 1인 가구가 58세로, 1인 가구의 평균연령이 확연히 더 높았는데, 이는 1인 가구의 상당수가 독거노인임을 시사한다. 다음으로 성별에 따른 차이를 보면, 남성에서 1인 가구의 비중은 12.6%, 여성에서 1인 가구의 비중은 17.3%로, 여성에서 비중이 더 높았다. 이는 독거노인의 상당수가 여성인 것과 관련된 결과로 보인다. 대체로 남성이 여성보다 더 일찍 사망함으로, 남성 독거노인보다 여성 독거노인이 월등히 더 많다.

학력에 따른 차이를 보면, 학사미만 집단에서 1인 가구의 비중은 16.3%, 대졸 집단에서는 11.5%로, 고학력층에서 1인 가구의 비중이 더 적었다. 이는 학력이 높을수록 혼자 살 가능성이 더 낮음을 보여준다. 다음으로 결혼 여부에 따른 차이를 보면, 비혼 집단에서 1인 가구의 비중은 21.3%, 기혼/이혼/사별 집단에서는 12.3%로 비혼 집단에서 확연히 더 높았다. 배우자나 자녀가 없는 비혼 집단에서 1인 가구 비중이 높은 것은 당연한 결과지만, 비혼의 약 79%가 다인 가구라는 점은 놀라운 사실이다. 이는 한국에서 성인이 된 후에도 부모에게 의존하는 비혼 비율이 높음을 시사한다. 마지막으로, 거주지역에 따른 차이를 보면, 농어촌 지역에서 1인 가구의 비중은 17.6%, 도시지역에서는 14.7%로 농어촌에서 조금 더 높았다. 이는 농어촌의 공동화와 고령화로 인해 독거노인의 비중이 도시보다 높은 것으로 해석된다.

2. 연구질문에 대한 검증

<표 2>는 우울에 대한 독립변인들의 효과를 보여준다. <표 1>의 결과는 제3의 변인을 통제하지 않은 상태에서의 단순 비교라면, <표 2>의 모형 1은 1인 가구 여부와 우울의 관계에 영향을 미칠 수 있는 선행변인들을 통제한 상태에서의 순효과를 보여준다. 1인 가구 더미 변수의 계수인 0.047은 통계적으로 유의미하며, 이는 1인 가구가 다인 가구보다 우울 수준이 더 높았음을 의미한다. 이 결과는 첫 번째 연구 질문에 대한 답을 제시한다. 모형 2는 1인 가구 여부와 연령 간 상호작용 효과를 검증한 결과를 제시하는데, 유의미한 양의 값을 보인다. 이는 1인 가구이면서 연령이 증가하면 우울수준이 상대적으로 더 높아지는 상호작용 효과가 있음을 시사한다. 이 결과는 두 번째 연구 질문에 대한 답을 제시한다. [그림 1]의 왼쪽 상단 그래프는 이러한 상호작용의 패턴을 시각화한 것이다. 이 그래프는 모든 통제변인들이 평균값일 때, 1인 가구 여부와 연령에 따른 우울 예측치를 추정한 결과다. 예측치를 추정하려면, 통제변인들에 특정 값을 부여해야 하는데, 어떤 값을 부여하든 패턴은 그래프에 나온 것과 동일하며, 달라지는 것은 상수값, 즉 전체적인 우울의 수준뿐이다. 그래프를 보면, 모든 연령대에서 1인 가구의 우울 수준이 다인 가구보다 높으며, 연령 증가에 따라 두 집단 간 격차가 커지는 양상을 확인할 수 있다. 청년층에서 가장 작았던 격차는 중년층과 노년층으로 갈수록 점점 커지며, 노년층에서 가장 큰 격차를 보였다. 이는 연령이 높을수록 1인 가구의 정신건강이 더 불리해지는 불평등 현상을 시사한다.

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그림 1

우울과 세 가지 설명변수에 대한 1인 가구여부와 연령의 상호작용

이러한 연령의 조절 효과, 즉 불평등 증가의 메커니즘은 <표 2>의 나머지 모형들을 통해 검토되었다. 이 나머지 모형들의 결과는 세 번째 연구 질문에 대한 답을 제시한다. 첫 번째 요인은 가구균등화 소득이다. 소득은 두 가지 메커니즘을 통해 격차 증가를 설명할 가능성이 있다. 첫째, 1인 가구와 다인 가구 간 소득 격차가 연령이 증가함에 따라 확대될 경우, 소득이 우울에 영향을 미치므로 우울 격차도 커질 수 있다. 이를 확인하기 위해, 모형 2에 소득변수를 추가했을 때, 연령 조절 효과 계수인 0.010이 얼마나 감소하는지 분석하였다. 두 번째 메커니즘은 소득이 우울에 미치는 영향이 연령 증가에 따라 더 커지는 것이다. 1인 가구 여부에 따른 소득 격차가 연령에 따라 변화하지 않더라도, 만일 소득이 우울에 미치는 영향력의 크기가 노년층으로 갈수록 더 커진다면, 소득이 상대적으로 낮은 1인 가구의 정신건강은 노년층으로 갈수록 더 나빠질 수 있다. 이를 검증하기 위해, 모형 2에 소득과 연령의 상호작용항을 추가했을 때 연령 조절 효과 계수가 어떻게 변하는 지를 분석했다. 모형 간 계수의 변화를 비교하기 위해서는 모형 간 표본 수가 같아야 하므로 <표 2> 모든 모형은 모든 변수의 결측치가 제거된 동일한 표본을 갖는다.

모형 3은 두 가지 메커니즘을 동시에 검토하기 위해, 소득변수와 소득-연령 상호작용항을 추가하였다. 그 결과 모형 2의 연령 조절 효과 계수 0.010은 0.005로 감소하였고, 통계적으로 유의미하지 않게 되었다. 이는 소득이 우울에서의 연령 조절 효과, 즉 불평등 증가 패턴의 절반을 설명했음을 의미한다. 특히 두 가지 메커니즘 중 소득-연령 상호작용항이 주요한 역할을 했음을 확인하였다. 모형 2에 소득변수만 추가했을 때 조절 효과 계수 0.010은 아무 변화 없이 그대로였다. 반면, 모형 2에 소득-연령 상호작용항을 추가했을 때, 조절 효과 계수는 0.005로 50% 감소하여 조절효과의 절반이 설명되었다. 즉, <표 2>의 모형 3에서 조절 효과 계수가 50% 감소한 것은 전적으로 소득-연령 상호작용항 때문이었다. 두 번째 메커니즘인 소득이 우울에 미치는 영향이 연령이 증가 할수록 커지는 경향에 의해, 1인 가구와 다인 가구 간 우울 격차 증가의 50%가 설명된 것이다. 모형 3에서 소득- 연령 상호작용항이 통계적으로 유의미한 음의 값인 것은 이를 다시 한번 뒷받침한다. 이는 연령이 증가할수록 소득과 우울의 관계가 강해짐을 가리킨다.

모형 4는 친분관계 만족도가 소득과 마찬가지로 두 가지 메커니즘을 통해 모형 2의 연령 조절 효과를 설명할 가능성을 검토한다. 모형 4에서 친분관계 만족도 변수와 친분관계 만족도와 연령의 상호작용항을 추가했을 때, 모형 2의 조절 효과 계수 0.010은 0.007로 30% 감소하였다. 이는 친분관계 만족도가 연령 조절 효과, 즉 우울에서의 불평등 분기 패턴을 일정 부분 설명했음을 보여준다. 지면 관계상 <표 2>에 포함되지 않았으나, 모형 2에 친분관계 만족도만 추가하였을 때 조절 효과 계수 0.010은 0.008로 20% 감소하였다. 또한 모형 2에 친분만족도와 연령의 상호작용항을 추가했을 때, 조절 효과 계수는 0.009로 10% 감소하였다. 첫 번째 메커니즘은 1인 가구와 다인 가구 간 친분관계 만족도 격차가 연령 증가에 따라 변화하는 현상으로, 이는 우울 분기 패턴의 20%를 설명하였다. 두 번째 메커니즘은 친분관계 만족도가 우울에 미치는 영향력이 연령 증가에 따라 커지는 경향으로, 이는 우울 분기 현상의 10%가 설명하였다. 모형 4에서 친분관계 만족도와 연령의 상호작용항이 통계적으로 유의미한 음의 값을 보인 것은 연령 증가에 따라 친분관계 만족도와 우울 간 관계가 강화됨을 나타낸다.

모형 5는 가족관계 만족도의 역할을 검토한다. 가족관계 만족도 관련 두 변수를 추가했을 때, 모형 2의 조절 효과 계수 0.010은 0.005로 50% 감소하였다. 이는 가족관계 만족도가 소득만큼 중요한 설명요인임을 시사한다. 모형 2에 가족관계 만족도만 추가했을 경우, 조절 효과 계수는 0.006으로 40% 감소하였고, 가족만족도와 연령의 상호작용항을 추가했을 때는 10% 감소하였다. 첫 번째 메커니즘은 1인 가구와 다인 가구 간 가족관계 만족도 격차가 연령 증가에 따라 확대되는 경향으로, 이는 우울 분기 패턴의 40%를 설명하였다. 두 번째 메커니즘은 가족관계 만족도가 우울에 미치는 영향이 연령 증가에 따라 커지는 경향으로, 이는 우울 분기 현상의 10%를 설명하였다. 요약하면, 친분관계와 가족관계 만족도에서는 첫 번째 메커니즘이 주로 작동하였고, 소득에서는 두 번째 메커니즘만이 작동하였다.

모형 6은 모형 2에 세 가지 설명 요인을 모두 추가한 결과를 보여준다. 연령 조절 효과 계수는 0.010에서 0.001로 90% 감소하며 통계적으로 유의미하지 않게 되었다. 이는 본 연구가 고려한 세 설명 요인이 연령에 따른 우울 분기 패턴 대부분을 설명했음을 나타낸다.

3. 세 설명 변수에 대한 연령 상호작용 검증

<표 3>은 세 가지 설명 요인의 첫 번째 메커니즘을 보다 명확히 확인하기 위한 분석 결과를 제시한다. 각 요인을 종속변인으로 설정하여, 1인 가구 여부와 연령 간 상호작용 효과를 검토하였다. 먼저 소득을 종속변인으로 한 모형 1의 결과에서 1인 가구의 소득수준이 다인 가구에 비해 유의미하게 낮음을 확인할 수 있었다. 모형 2에서는 1인 가구 여부와 연령 간 상호작용 효과가 통계적으로 유의미하지 않아, 1인 가구와 다인 가구 간 소득 격차가 연령에 따라 변하지 않음을 나타냈다. 모형 2의 회귀계수를 이용해 가구균등화 소득에 대한 예측치를 산출한 결과가 [그림 1]의 오른편 상단 그래프에 제시되었다. 모든 연령대에서 1인 가구와 다인 가구 간 소득 격차는 일정하게 유지되었으며, 1인 가구와 다인 가구 모두 연령이 증가하면서 소득이 감소했다. 다인 가구에 사는 청년의 소득수준이 가장 높은 것은 부모의 소득 때문일 가능성이 높다.

모형 3과 4는 친분관계 만족도를 종속변인으로 설정한 다중회귀분석 결과를 보여준다. 연령과 친분관계 만족도의 관계는 비선형적이었기에 연령 제곱 변수를 모형에 추가하였다. 상호작용항이 포함되지 않은 모형 3에서 1인 가구는 다인 가구보다 친분관계 만족도가 유의미하게 더 높았다(계수 0.050). 이는 통제변인들이 고려되지 않았던 <표 1>의 결과와 상반되며, 허위 관계를 통제한 <표 3>의 결과는 1인 가구에서 친분관계 만족도가 더 높았음을 보여준다. 이는 1인 가구가 다인 가구보다 가족 외의 친분관계에 더 많은 에너지를 쏟아 만족도가 더 높은 관계가 형성되었을 가능성을 시사한다. 모형 4에서는 연령 상호작용항이 통계적으로 유의미한 음의 값을 보이는데, 상호 작용의 정확한 패턴을 확인하기 위해 모형 4의 결과를 바탕으로 예측치를 산출한 그래프가 [그림 1]의 왼편 하단에 제시되었다. 청년층에서는 1인 가구의 친분관계 만족도가 다인 가구보다 높았으나, 그 격차는 점차 감소해 약 70세에 교차했으며, 70세 이상의 노년층에서는 1인 가구의 만족도가 더 낮았다. 이는 독거노인이 다인 가구 노인보다 친분관계에서 더 큰 어려움을 겪음을 보여주며, 이러한 경향은 [그림 1]의 왼편 상단 그래프에서 독거노인의 우울이 가장 높게 나타나는 현상을 일정 부분(20%) 설명한다.

마지막으로 모형 5와 6은 가족관계 만족도를 종속변인으로 하여, 1인 가구 여부와 연령의 효과를 검토하였다. 가족관계 만족도와 연령의 관계는 비선형이었기에 연령 제곱 변수가 모형에 추가되었다. 모형 5에서는 1인 가구가 다인 가구 보다 유의미하게 가족관계 만족도가 낮은 것으로 나타났다. 모형 6에서는 1인 가구 여부와 연령 간 상호작용 효과가 유의미한 음의 값을 보였는데, 상호작용의 정확한 패턴을 확인하기 위해 모형 6의 계수를 활용하여 추정한 가족관계 만족도의 예측치 그래프가 [그림 1]의 오른편 하단에 제시되었다. 청년층에서는 1인 가구와 다인 가구 간 가족관계 만족도 차이가 거의 없었으나, 중년층으로 갈수록 격차가 점점 증가하여 다인 가구에 비해 1인 가구의 가족관계 만족도가 현저히 낮아졌다. 노년층에서는 격차가 더욱 커졌으며, 다인 가구의 경우 70세를 넘어가면서 가족관계 만족도가 높아지는 경향을 보였으나, 1인 가구는 가족관계 만족도가 개선되지 않았다. 청년층에서는 1인 가구와 다인 가구 모두 가족과 자주 소통하고 상호지지 관계를 유지했기에 가족관계 만족도가 높았을 것으로 보인다. 반면, 중년층에서는 1인 가구가 이혼 후 혼자 살거나 비혼 상태인 경우가 많아, 가족과 지속적인 관계를 유지하는 다인 가구보다 가족관계 만족도가 낮았을 것으로 여겨진다. 노년층에서 다인 가구는 배우자와 함께 살거나 자녀와 동거하는 사람일 것이며, 배우자 관계는 중년층에 비해 자녀가 독립한 노년층에서 오히려 개선될 가능성이 있다. 또한 자녀와 함께 사는 노인은 자녀로부터 상시적인 지지를 받을 수 있어 가족관계 만족도가 높았을 수 있다. 반면, 독거노인은 자녀와의 접촉이 상대적으로 적고 자녀로부터의 지지도 더 약하기에, 가족관계 만족도가 낮았을 가능성이 크다.