1. 노인 자원봉사 활동에 대한 이해의 틀

노인의 자원봉사 행동을 다차원적으로 이해하기 위한 분석틀로 Musick과 Wilson(2007)이 제시한 자원봉사 사회 프로파일 모형(Volunteer Social Profile Model)을 활용하였다. 이 모형은 자원봉사 동기에만 초점을 두는 방식의 접근이나 환경 및 제도적 영향력에만 초점을 두는 방식의 접근과는 달리, 자원봉사 행동을 복합적 요인이 작용하여 발현되는 행위로 본다. 구체적으로는 자원봉사 행동에 영향을 미치는 요인을 인적자원, 사회적 상황, 주관적 성향이라는 세 가지 차원에서 접근하는 통합적 설명의 틀을 제공한다.

첫째, 인적자원은 개인이 자원봉사에 참여하거나 관심을 가질 수 있도록 이끄는 개인적 자산(assets)을 의미하는 데, Musick과 Wilson(2007)은 자원봉사 행동에 있어 개인이 보유한 자원(resources)에 따라 차이가 발생할 수 있음을 강조한다. 이 자원에 해당하는 변수로 그들은 성별, 연령, 교육수준, 경제활동 상태, 경제적 수준(소득, 소비), 건강 상태, 계층 등을 제시한다.

둘째, 사회적 상황은 자원봉사 활동을 용이하게 하는 사회적 환경을 의미하는데, Musick과 Wilson(2007)은 자원봉사 활동은 미시적 수준에서 사회적 관계망에 의해 영향을 받을 수 있고, 거시적 수준에서는 거주지역이나 국가적 환경 등에 의해 영향을 받을 수 있음을 강조한다. 이 자원에 해당하는 변수로 사회적 관계망(단체 참여, 인적 관계망), 이웃 및 거주지역, 학교와 종교적 장 등을 제시한다.

셋째, 주관적 성향은 자원봉사 활동에 영향을 미치는 개인의 성격 특성, 동기, 태도, 규범, 가치 등의 심리적 속성을 의미하는데, Musick과 Wilson(2007)은 자원봉사 활동은 개인이 특정한 방식으로 행동할 준비 상태를 의미하는 성향과 자신과 사회의 관계에 대한 해석에 따라 차이가 발생할 수 있음을 강조한다. 이 자원에 해당하는 변수로 우울감, 삶의 만족도, 종교성, 가치와 규범 등을 제시한다.

정리하면, Musick과 Wilson이 제시하는 분석틀은 자원봉사 행동의 이해를 위해 단일 차원에 초점을 두는 방식이 지양될 필요성이 있음을 제시한다. 즉 이 분석틀은 자원봉사 행동은 다양한 요인이 복합적으로 작용하는 현상임을 강조하면서 다양한 요인에 기반해서 자원봉사 참여 여부 및 참여 강도 현상을 포괄적으로 설명할 수 있는 이론적 틀을 제시한다는 점에서 본 연구의 목적 및 분석 방식과 부합한다.

2. 인적자원 요인(Individual Resources)에 대한 선행 연구

인적자원 요인에 속한 성별, 연령, 교육수준, 경제활동 상태, 경제적 수준(소득·소비), 건강 상태 등의 변수와 관련해서 선행 연구에서는 이들 변수의 노인 자원봉사 활동에의 영향력을 다음과 같이 제시한다. 첫째, Wilson(2012)은 성별과 관련하여, 여성의 자원봉사참여율이 상대적으로 높다고 설명하면서 그 이유는 여성이 남성보다 자유 시간이 많고 친사회적 동기가 강하기 때문이라고 설명한다. 다른 선행 연구에서도 여성 노인이 남성 노인보다 자원봉사에 참여할 확률이 높다는 사실을 보고한다(임동진, 채성준, 2014; 양지훈, 서종수, 2019; 이삼식, 최효진, 2019; Griffin & Hesketh, 2008; Johnson et al., 2018; Serrat et al., 2023). 또한 자원봉사 참여 강도와 관련해서도 여성이 남성보다 더 높은 수준의 참여 강도를 보인다는 사실을 일관되게 제시한다(이현기, 2013; 강철희 외, 2017; Zettel-Watson & Britton, 2008). 이를 통해 노인 자원봉사 활동에서 참여율과 참여 강도에 있어 여성 노인과 남성 노인 사이에 차이가 존재한다는 사실을 인식할 수 있다.

둘째, Musick과 Wilson(2007)은 연령에 따라 자원봉사 활동의 양상이 다르게 나타날 수 있는데, 일반적으로 노인의 경우 연령이 증가할수록 자원봉사 활동이 감소하는 경향이 있다고 설명한다. 다른 선행 연구에서도 노인의 자원봉사참여 가능성이 연령 증가에 따라 낮아지는 경향이 있음을 제시한다(양지훈, 서종수, 2019; 이삼식, 최효진, 2019; 남혜진 외, 2021; Kim et al., 2007; Johnson et al., 2018; Sung et al., 2023; Han et al., 2023; Serrat et al., 2023). 그러나 자원봉사참여의 강도와 관련해서는 연구마다 다소 상반된 결과가 존재한다. Einolf(2011)은 OLS 회귀분석을 통해 연령 증가에 따라 자원봉사 참여 강도가 감소한다고 보고하는 반면, 음이항 회귀분석을 활용한 이현기(2013)의 연구에서는 오히려 연령 증가에 따라 자원봉사참여 강도가 증가할 수 있음을 제시한다. 한편, Hendricks & Cutler(2004)는 자원봉사자의 삶의 궤적을 살펴본 결과, 연령이 증가함에 따라 자원봉사참여 강도가 증가하다가, 노년기 이후에는 일정 수준에서 유지된다고 주장하기도 한다. 연령의 영향력에 대한 선행 연구의 결과를 종합해 보면, 연령의 증가는 노인 자원봉사 참여의 가능성을 낮출 가능성을 갖지만, 참여 강도와 관련해서는 연령의 부적인 영향력을 일반화시키기 어려운 것으로 보인다.

셋째, Musick과 Wilson(2007)은 교육수준이 높은 사람들이 더 넓은 사회적 네트워크를 형성하고 공식적인 사회 참여 기회를 얻을 가능성이 크며, 상대적으로 높은 인지 능력과 사회적 문제에 대한 높은 관심으로 인해, 자원봉사 활동에 보다 적극적으로 참여할 가능성이 크다고 설명한다. 다른 선행 연구에서도 교육수준이 높은 노인이 자원봉사에 참여할 가능성이 높다는 연구 결과를 보고한다(이현기, 2012; 김여진, 2013; 김명숙, 고종욱, 2014; 임동진, 채성준, 2014; 양지훈, 서종수, 2019; 김희영, 2021; 남혜진 외, 2021; Kim et al., 2007; Griffin & Hesketh, 2008; Johnson et al., 2018; Sanchez-Garcia, 2022; Sung et al., 2023; Han et al., 2023; Serrat et al., 2023). 또한, 자원봉사참여 강도와 관련한 연구에서도 노인의 교육수준이 높을수록 더 높은 수준의 참여 강도를 나타낸다는 사실을 일관되게 제시한다(이현기, 2013; 강철희 외, 2017; Zettel-Watson & Britton, 2008; Einolf, 2011). 종합해 보면, 노인 자원봉사 활동에서 교육수준의 정적 영향력은 일관적인 경향을 보인다.

넷째, Musick과 Wilson(2007)은 경제활동 참여의 영향력과 관련하여, 유급 노동과 자원봉사 활동이 시간적 기회비용의 측면에서 충돌할 수 있어, 경제활동 참여가 자원봉사 활동에 부정적 영향을 미칠 가능성이 있다고 설명한다. 그러나 선행 연구에서는 이와 반대로, 경제활동에 참여하는 노인이 그렇지 않은 노인보다 자원봉사에 참여할 가능성이 높다는 결과가 보고되기도 한다(남혜진 외, 2021; Johnson et al., 2018; Han et al., 2023). 한편, 자원봉사참여 강도와 관련한 연구에서는 경제활동에 참여하는 노인의 자원봉사 참여 강도가 더 낮다는 결과도 있다(이현기, 2012, 2013). 종합해 보면, 노인의 경제활동 참여는 자원봉사 참여의 가능성을 높일 가능성이 존재하긴 하나, 참여 강도 측면에서는 부적인 영향력을 나타낼 가능성이 있다.

다섯째, Musick과 Wilson(2007)은 경제적 수준이 높은 사람들은 더 많은 사회적 자본도 보유하고 있어 자원봉사 활동에 참여할 가능성이 크다고 설명한다. 관련해서, 선행 연구에서도 경제적 수준이 높은 노인이 자원봉사에 참여할 가능성이 크다고 보고한다(김명숙, 고종욱, 2014; 이삼식, 최효진, 2019; Johnson et al., 2018; Sanchez-Garcia et al., 2022; Han et al., 2023; Serrat et al., 2023). 그러나 자원봉사참여의 강도와 관련해서는 다소 상반된 결과가 제시된다. 일부 연구에서는 경제적 수준이 높을수록 자원봉사 참여 강도가 증가한다고 보고하나(남을순, 이윤석, 2021; Einolf, 2011), 다른 연구에서는 경제적 수준이 높을수록 참여 강도가 낮다고 보고하기도 한다(이현기, 2012, 2013; 강철희 외, 2017; Zettel-Watson & Britton, 2008). 종합해 보면, 높은 경제적 수준은 자원봉사 참여 가능성을 제고시킬 가능성이 있지만, 참여 강도와 관련해서는 정적 방향의 영향력을 일반화시키기는 제한성이 존재하는 것으로 보인다.

마지막으로 Musick과 Wilson(2007)은 자원봉사 활동에서 건강 상태가 중요하다고 사실을 제시하면서, 건강이 자원봉사 참여에 미치는 영향력을 논의한다. 다른 선행 연구에서도 건강 상태가 좋지 않은 노인은 자원봉사에 참여할 가능성이 낮다는 사실을 보고한다(이현기, 2012; 김명숙, 고종욱, 2014; 이삼식, 최효진, 2019; 김희영, 2021; Kim et al., 2007; Johnson et al., 2018; Sung et al., 2023; Han et al., 2023; Serrat et al., 2023). 더 나아가 자원봉사 참여 강도와 관련해서도 건강 상태가 좋을수록 참여 강도가 높다는 결과가 일관되게 제시된다(이현기, 2011, 2012; 강철희 외, 2017; 남을순, 이윤석, 2021; Wilson & Musick, 1997). 종합해 보면, 노인 자원봉사 활동에서 건강수준이 높은 노인의 참여율과 참여 강도는 일관적으로 보다 높은 경향성, 즉 정적인 영향력을 지닌다.

3. 사회적 상황 요인(Social Context)

사회적 상황 요인에 속한 사회적 관계망, 거주지역, 주택 소유 여부 등의 변수와 관련해서 선행 연구에서는 이들 변수의 노인 자원봉사 활동에의 영향력을 다음과 같이 제시한다. 첫째, Musick과 Wilson(2007)은 사회적 관계망이 클수록 자원봉사 기회를 접할 가능성이 증가되고, 관련해서 사회적 연대를 강화하려는 동기가 커지는 경향성이 존재하기에, 자원봉사 활동에 적극적으로 참여할 가능성이 제고된다고 설명한다. 다른 선행 연구에서도 노인의 사회적 관계망이 클수록 자원봉사에 참여할 확률이 높다는 분석 결과가 제시된다(이현기, 2012; 김여진, 2013; 김명숙, 고종욱, 2014; 김희영, 2021; Serrat et al., 2023). 자원봉사 참여 강도와 관련해서도 사회적 관계망이 클수록 더 높은 수준의 참여 강도를 나타낸다는 사실을 일관되게 제시한다(이현기, 2012, 2013; 강철희 외, 2017). 종합해 보면, 노인 자원봉사 활동에서 사회적 관계망의 참여율과 참여 강도에의 영향력은 일관적인 경향이 있다.

둘째, Musick과 Wilson(2007)은 거주 지역과 관련하여, 도시 지역보다 교외 지역에서 동질적 사회관계망이 형성되고 지역 기반 활동이 보다 용이하기 때문에, 자원봉사 참여율이 더 높을 가능성이 크다고 설명한다. 그러나 선행 연구에서는 거주 지역과 자원봉사 참여의 관계에 대해 상반된 결과가 제시된다. 일부 연구에서는 도시 외의 지역(읍·면·동)에 거주하는 노인이 더 높은 자원봉사 참여율을 갖는다고 보고하나(Kim et al., 2007), 다른 연구에서는 도시에 거주하는 노인이 자원봉사에 참여할 가능성이 더 높다고 보고한다(김명숙, 고종욱, 2014), 자원봉사 참여 강도와 관련한 연구에서도 일관된 결과가 제시되지 않는다. 도시 외 지역에 거주하는 노인의 자원봉사참여 강도가 높다는 결과(남을순, 이윤석, 2021)와 함께, 도시에 거주하는 노인의 자원봉사참여 강도가 높다는 결과(이현기, 2013)가 공존하고 있다. 종합해 보면, 노인의 자원봉사참여와 참여 강도에 거주 지역이 미치는 영향은 일관적이지 않아 보인다.

마지막으로 Musick과 Wilson(2007)은 주택 소유 여부와 관련해서 자가 거주자가 일반적으로 임차인보다 지역 사회에 오랜 기간 거주하고 사회적 안정성이 상대적으로 더 높으며 지역사회에 대한 애착과 책임감도 더 높을 가능성이 있기에 자원봉사 활동에 있어서도 적극적으로 참여할 가능성이 있다고 설명한다. 다른 선행 연구에서도 이 관계에 대해 정적인 관계를 제시한다(Kim et al., 2007). 아직까지 노인을 대상으로 주택 소유 여부의 자원봉사 참여 강도에의 영향력을 직접적으로 분석한 논문은 없으나, 전체 연령층을 대상으로 한 연구에서는 일반적으로 자가 거주자가 자원봉사 참여 강도에 있어 상대적으로 더 높은 경향을 보인다고 보고한다(송기영, 김욱진, 2017; 이수영, 정의철, 2021; DiPasquale & Glaeser, 1999). 이러한 결과들은 노인 자원봉사 활동에서 자가 거주자의 참여율과 참여 강도가 상대적으로 더 높을 경향성이 존재할 수 있음을 시사해 준다.

4. 주관적 성향 요인(Subjective Dispositions)

주관적 성향 요인에 속한 우울감, 삶의 만족도, 종교 활동 참여 강도, 지역사회 만족도, 신뢰 등의 변수와 관련해서 선행 연구에서는 이들 변수의 노인 자원봉사 활동에의 영향력을 다음과 같이 제시한다. 첫째, Musick과 Wilson(2007)은 개인의 성격 특성 중 더 뛰어난 감정 조절과 긍정적 정서로 대표되는 외향성과 친근성을 지닌 사람들이 자원봉사 활동에 보다 적극적으로 참여할 가능성이 크다고 설명한다. 반대로, 우울 성향이 클수록 자원봉사 참여의 가능성은 더 낮을 수 있다는 것이다. 다른 선행 연구에서는 우울감이 클수록 노인의 자원봉사참여 가능성이 낮다고 보고한다(Johnson et al., 2018). 자원봉사 참여 강도와 관련해서도 우울감이 클수록 자원봉사 참여 강도가 낮아진다는 분석 결과를 일관되게 제시한다(Zettel-Watson & Britton, 2008). 종합해 보면, 노인 자원봉사 활동에서 우울감은 노인의 참여율과 참여 강도가 부적인 영향을 미치는 경향이 있다.

둘째, Musick과 Wilson(2007)은 행복감과 친사회적 행동 간의 정적인 상관관계가 존재하듯이, 행복한 사람이 자원봉사 활동에서 보다 적극적일 가능성이 크다고 설명한다. 다른 선행 연구에서도 삶의 만족도가 높을수록 자원봉 사참여 가능성이 높다고 보고한다(김여진, 2013; 김명숙, 고종욱, 2014; 양지훈, 서종수, 2019). 자원봉사 참여 강도와 관련해서도 삶의 만족도가 높을수록 자원봉사 참여 강도가 증가되는 경향이 있다는 분석 결과가 일관되게 제시된다(Bjälkebring et al., 2021). 종합해 보면, 노인 자원봉사 활동에서 삶의 만족도가 높은 노인의 참여율과 참여 강도는 더 높게 나타나는 경향이 있다.

셋째, Musick과 Wilson(2007)은 종교적 신념과 태도 및 정서가 자원봉사 동기의 중요한 원천으로 작용하면서 타인 돌봄의 사회화를 촉진시키기 때문에, 종교적인 경험이 자원봉사 활동과 밀접하게 관계될 수 있다고 설명한다. 다른 선행 연구에서도 종교 활동 참여가 많을수록 자원봉사 참여 가능성이 크다는 사실을 보고한다(이현기, 2012; 김여진, 2013; 김명숙, 고종욱, 2014; 임동진, 채성준, 2014; 이삼식, 최효진, 2019; Kim et al., 2007; Johnson et al., 2018; Han et al., 2023). 그러나 자원봉사 참여 강도와 관련해서는 혼재된 결과가 제시된다. 일부 연구에서는 종교 활동이 활발할수록 자원봉사 참여 강도가 증가한다고 보고하고 있는 반면(강철희 외, 2017; Einolf, 2011), 다른 연구에서는 종교 활동이 강할수록 자원봉사참여 강도가 감소한다고 보고한다(이현기, 2012, 2013). 종합해 보면, 종교 활동 참여는 노인의 자원봉사 참여 가능성을 제고시키는 경향성이 있으나, 참여 강도와 관련해서는 그 영향력을 일반화시키기 어려운 것으로 보인다.

넷째, Musick과 Wilson(2007)은 자원봉사 활동은 일반적으로 지역사회 기반 활동인 경향성이 크기 때문에 사람들이 지니는 지역사회 애착과 유대감이 자원봉사 참여를 촉진할 가능성이 크다고 설명한다. 노인을 대상으로 이러한 관계를 실증적으로 분석한 연구는 매우 제한적이다. 그러나 전체 연령층을 대상으로 한 연구에서는 지역사회 만족도가 높을수록 자원봉사 참여와 참여 강도가 더 높다는 결과가 제시한다(신지연, 박인권, 2021; Rotolo et al., 2010). 이러한 결과를 기반으로 유추해 보면, 노인의 자원봉사 활동에서도 지역사회 만족도와 자원봉사 참여 여부 및 참여 강도의 관계는 정적 관계일 수 있을 것으로 보인다.

마지막으로 Musick과 Wilson(2007)은 사회적 신뢰가 높은 사람들이 타인과의 협력에 개방적이고 적극적이며, 사회적 문제 해결을 위한 기여의 경향성도 강하게 갖기 때문에, 자원봉사 활동 참여 가능성에 있어서도 상대적으로 보다 높을 수 있다고 설명한다. 이런 관계에 대해 노인 대상의 실증적 분석 결과는 매우 제한적이다. 따라서 전체 연령층을 대상으로 한 연구의 결과를 살펴보면, 사회적 신뢰가 높을수록 자원봉사 참여 가능성이 보다 높다는 결과가 제시된다(강철희, 2007). 자원봉사 참여 강도와 관련해서도 사회적 신뢰가 높은 노인은 참여 강도가 상대적으로 더 높다는 결과가 제시된다(Einolf, 2011). 한편, 신뢰 유형을 구분하여 분석한 연구에서는 다소 상이한 결과가 보고된다. 전체 연령층을 대상으로 분석한 국내의 연구는 내집단 신뢰가 높은 경우 자원봉사 참여의 가능성과 빈도가 모두 낮아지는 경향성이 존재함을 보고한다(이종화, 정진경, 2022). 종합해 보면, 노인 자원봉사 활동에 있어서도 신뢰의 영향력이 존재할 것으로 유추된다. 그러나 향후의 후속 연구에서는 사회적 신뢰를 대인 신뢰와 제도 신뢰와 같이 다양하게 구분하면서 그 관계들을 보다 엄밀하게 분석할 필요가 있다.

위에서 정리하며 기술한 바와 같이, 노인 자원봉사 활동 참여와 강도에 대한 선행 연구의 결과에서 일부 변수는 일관된 영향력을 나타내는 경향성이 있으나, 다른 변수와 관련해서는 지속적 검증 노력이 필요하다는 사실을 제시해 준다. 향후 노인 자원봉사와 관련해서 대표성 있는 자료에 기반한 연구, 보다 엄격한 분석 방법을 적용하며 노인 자원봉사 참여와 강도를 파악하고 설명하는 연구, 구체적으로는 다양한 요인을 종합적으로 포괄하면서 그 관계를 비교의 차원에서 보다 엄밀하게 검증해 내는 연구를 진행하며 노인 자원봉사에 대한 이해의 폭과 깊이를 확장 및 심화시킬 필요성이 크다.

1. 분석 자료: 2023 노인실태조사

본 연구에서는 2023년 노인실태조사 자료를 활용하였다. 노인복지법 제5조에 근거하여 2008년부터 3년 주기로 실시되는 노인실태조사는 한국의 노인 생활 현황과 특성 및 욕구를 파악하는 것을 목적으로 한다. 2023년 조사는 제6차 조사로 한국보건사회연구원과 ㈜한국갤럽조사연구소가 공동으로 수행한 것으로 2023년 9월 4일부터 11월 12일까지 전국 17개 시･도에 거주하는 만 65세 이상 일반 주거시설 거주 노인을 대상으로 이뤄졌고, 층화추출 후 확률비례계통추출법(Probability Proportional to Size Systematic Sampling)을 적용하여 표본을 선정하였다. 본 연구는 노인의 자원봉사 행동에 대한 이해를 위해 제6차 노인실태조사 자료(2023)를 활용한다. 총 응답자가 10,078명이었는데, 이중 대리 응답 사례를 제외한 9,951명을 최종 분석대상으로 삼는다.

2. 변수 정의

본 연구의 종속변수는 자원봉사 참여 여부와 참여 빈도이다. 자원봉사 참여에서는 이전 연도의 자원봉사 활동에의 참여 여부를 측정하고, 자원봉사 참여 빈도는 월평균 자원봉사 참여의 횟수를 측정하였는데, 본 연구에서는 이를 그대로 사용하여 자원봉사 참여와 참여 횟수를 분석한다.

본 연구는 자원봉사에 영향을 미치는 요인에 대해 인적 자원요인, 사회적 상황 요인, 주관적 성향요인으로 구성한다. 첫 번째, 인적자원 요인에 속한 변수로 성별, 연령, 교육수준, 현재 경제활동 상태, 경제적 수준(소득, 소비), 건강 상태를 포괄시켰는데, 성별의 경우 남성을 0, 여성을 1로 설정하고, 연령은 조사 시점의 만 나이 측정의 방식을 그대로 사용한다. 교육 수준의 경우, 각 노인의 교육연수로 측정되었는데, 이를 그대로 사용한다. 현재의 경제활동 상태는 경제활동을 하지 않는 경우를 0, 하는 경우를 1로 설정해서 분석에 활용한다. 경제적 수준의 경우, 가구소득과 함께 소비수준도 같이 활용하여 경제적 수준에 대한 균형있는 이해를 모색해 보고자 했는데, 가구소득은 연 가구소득의 합산을 자연로그로 변환하여 사용하고, 가구 소비는 월평균 가구 소비액을 자연로그로 변환하여 사용한다. 주관적 건강 상태는 평소의 건강 상태에 대한 5점 척도 방식의 측정으로 이뤄졌는데, 점수가 높을수록 건강에 대해 긍정적으로 인지하는 것을 의미한다.

두 번째, 사회적 상황 요인에는 사회적 관계망(단체참여, 인적 관계망), 거주지역, 주택 소유 변수를 포괄하였다. 단체 참여는 노인의 여가와 관련된 단체들에 대한 주당 이용 횟수를 합산하여 사용하고. 인적 관계망은 노인이 마음을 털어놓을 수 있는 사람의 수(친구, 이웃, 지인)를 합산하여 사용하는데, 첨도 값이 10을 넘어 자연로그로 변환하여 사용한다. 거주지역은 읍면이 0, 동을 1로 설정해서 사용한다. 주택 소유는 자가, 전세, 월세, 무상 거주로 측정된 문항에서 자가를 0, 그 외 전세, 월세, 무상 거주는 1로 변환하여 사용한다.

세 번째, 주관적 성향요인에는 우울감, 삶의 만족도, 종교 생활 참여, 지역사회 만족도 변수를 포괄하였다. 우울감은 단축형 노인 우울 척도(SGDS)가 사용되었는데, 여부(0, 1)로 측정한 15문항을 합산하는 방식으로 우울의 정도를 측정한다. 점수가 높을수록 우울감이 높은 것을 의미하며, 해당 척도의 신뢰도 계수는 .842로 나타났다. 삶의 만족도는 ‘건강 상태’, ‘경제상태’, ‘사회·여가문화 활동’, ‘친구·지역사회 관계’, ‘삶 전반’에 대한 만족도를 5점 척도로 측정한 것을 합산하여 사용하는데, 점수가 클수록 삶에 대한 만족의 정도가 큰 것을 의미하며, 해당 척도의 신뢰도 계수는 .819로 나타났다. 종교 생활 참여는 종교 활동에 얼마나 자주 참여하였는지에 대한 것으로 원래의 조사에서 무종교, 종교는 있으나 무참여, 월 1회 미만 참여, 월 1회 참여, 월 2~3회 참여, 주 1회 참여, 주 2~3회 참여, 주 4회 이상 참여와 같이 서열 변수의 형태로 측정하였는데, 본 연구에서는 이를 연속변수로 간주하여 사용한다. 지역사회만족도는 ‘상업 시설’, ‘의료시설’, ‘공공기관’, ‘대중교통 빈도/노선’, ‘공원·녹지공간’, ‘치안, 교통 안전’, ‘이웃과의 교류 기회’, ‘지역사회 환경 전반’에 대한 만족을 5점 척도를 사용하여 측정하였는데, 본 연구에서 는 이를 합산하여 사용한다. 점수가 높을수록 지역사회에 대한 만족의 정도가 높은 것을 의미하며, 해당 척도의 신뢰도 계수는 .849로 나타났다. 사회적 신뢰와 관련해서는 원래의 자료에서 가족·지인에 대한 신뢰와 정부·언론· 기업에 대한 신뢰를 4점 척도를 활용하여 측정하였는데, 본 연구에서는 전자에 속한 항목을 합산하여 내집단 신뢰로 그리고 후자에 속한 항목을 합산하여 제도 신뢰로 설정해서 사용한다. 제도 신뢰 척도의 신뢰도는 .801로 양호한 수준이었으나, 내집단 신뢰는 .503으로 비교적 낮은 수준으로 나타났다. 내집단 신뢰의 경우 문항 수가 두 개인 간단한 구성으로 이루어져 있으며, 일반적으로 문항 수가 적을수록 신뢰도 계수는 과소 추정되는 경향이 있어 계수가 낮다고 하여 반드시 측정 타당성이 부족하다고 판단할 수는 없다(Eisinga et al., 2013). 이에 본 연구에서는 가족과 이웃이라는 관계 범주에 대한 신뢰 수준을 포착함으로써, 관계 기반의 신뢰 성향을 반영하는 지표로 해석하였다.

3. 분석 방법

행정안전부 보고(2023)에 따르면, 우리나라에서 60세 이상의 시민 중 1회 이상 자원봉사에 참여한 사람은 총 356,478명으로 참여 인구의 비중은 매우 낮다. 본 연구 분석대상 9,951명 중에서도 자원봉사 참여자는 237명(2.4%)에 불과하였다. 따라서 자원봉사 참여에서 과도한 영값(zero inflation)을 나타냈고, 자원봉사 참여 횟수의 경우, 그 평균은 0.06회이고 분산은 0.384로 평균보다 분산이 큰 전형적인 과대산포(overdispersion) 구조를 나타냈다.

자원봉사참여 횟수와 같은 형태의 가산 변수(count variable)가 종속변수인 경우, 일반적으로 포아송 회귀분석(Poisson Regression)이 사용되는데, 포아송 회귀모형은 평균과 분산이 동일하다는 가정을 따르기에, 과대산포를 보이는 경우 분석에 적용하는 것이 적절하지 않다(Hilbe, 2011). 이런 상황에서 음이항 회귀분석이 우선적으로 고려된다. 그 이유는 음이항 회귀분석은 포아송 분포의 확률모형을 확장하여, 분산이 평균보다 클 수 있도록 허용하여 과대산포 문제를 해결하게 하기 때문이다(Cameron & Trivedi, 1986). 이렇게 음이항 회귀모형¹⁾은 과대산포 문제를 해결할 수 있긴 하나, 0이 비정상적으로 많은 경우(zero-inflation)에는 적절하지 않다. 음이항 회귀모형에서는 모든 0을 단순한 가산형 변수의 일부로 간주하고 자연적으로 발생한 것으로 가정함(Lambert, 1992)에 반해, 현실의 자원봉사에서 비참여(0의 값)는 두 가지 다른 과정에 따라 발생될 수 있다. 첫 번째는 구조적 비참여(structural zero)로 개인의 신체적, 경제적, 사회적 요인 등으로 인해 자원봉사에 절대 참여하지 못하게 되는 것을 의미한다. 두 번째는 우연적 비참여(random zero)로 자원봉사에 참여할 수 있는 가능성을 갖지만 특정 시점에서 하지 못하게 되는 것을 의미한다(Lambert, 1992). 즉 우연적 비참여는 자원봉사에 관심이 있으나 일정 등의 제약으로 인해 일시적으로 봉사할 기회가 없었던 경우를 포괄한다. 영포화 음이항 회귀분석은 위에서 기술한 바와 같이 구조적 비참여와 우연적 비참여를 구분하는 과정을 포함시켜 두 가지 다른 과정에 따라 발생하는 비참여를 보다 정교하게 분석할 수 있도록 설계된 분석 방법이다(Lambert, 1992). 이런 속성을 반영하는 영포화 음이항 회귀분석은 두 개의 과정으로 구성되는데, 첫 번째 단계는 관측값이 항상 0이 되는 구조적 과정으로 로지스틱 회귀로 구성되는 영포화 모형(Zero-Inflation Model)이고, 두 번째 단계는 구조적으로 0이 아닌 그룹(즉, 0이 나올 수도 있고, 1 이상이 나올 수도 있는 집단)에 대해서 음이항 분포(negative binomial distribution)를 가정하여 횟수 값을 설명하는 횟수형 모형(Count Model)이다.

영포화 음이항 회귀분석 모형의 식은 다음과 같다. 첫 번째 단계인 영포화 과정은 수식 (1)과 같다. 여기서 π_i는 구조적으로 참여하지 않을 확률을 의미하며, (1-π_i)은 자원봉사가 가능한 집단의 확률을 나타낸다. 그리고 (θ/(θ+μ_i))^θ은 자원봉사에 참여할 가능성이 있지만, 현재는 참여하지 않을 확률을 의미한다. 이러한 수식에 기반하여 자원봉사 참여 가능성에 대한 확률을 도출할 수 있게 된다(Lambert, 1992).

이후 두 번째인 횟수형 모형에서 영포화 확률을 고려한 음이항 회귀 과정은 수식 (2)과 같다. 여기서는 음이항 회귀분석의 과정에 자원봉사가 가능한 집단의 확률인 (1-π_i)를 추가함으로써 구조적으로 참여하지 않는 사람들을 별도로 분류하고, 자원봉사에 참여할 가능성이 있는 대상(y>0)으로만 회귀분석을 수행한다. 이를 통해 영포화 음이항 회귀분석은 단순히 과대산포를 해결하는 것뿐만 아니라, 구조적 0을 걸러내고, 참여 가능성이 있는 사람들(잠재적 자원봉사자 및 자원봉사 참여자)만을 대상으로 회귀분석을 수행하므로 기존의 음이항 회귀분석보다 정확한 추정을 가능하게 한다.

본 연구에서는 기술적 분석과 함께 영포화 음이항 회귀분석의 방법을 사용한다. 그리고 영포화 음이항 회귀분석 결과 값과의 비교 차원에서 음이항 회귀분석도 실시한다. 이러한 분석을 위해 기술통계 분석과 관련해서는 R의 tidyverse 패키지를 활용하고, 음이항 회귀분석은 MASS 패키지, 영포화 음이항 회귀분석은 pscl 패키지를 활용한다. 또한 음이항 회귀분석과 영포화 음이항 회귀분석의 모형 적합도 비교를 위해서는 AIC(Akaike information criterion)와 pscl 패키지의 Vuong‘s 검정을 실시한다.

1. 분석대상의 자원봉사 활동 및 일반적 특성

본 연구 분석대상 자원봉사 활동의 분포는 <표 1>에서 제시되는 바와 같다. 분석대상 중 자원봉사에 참여하지 않는 노인이 9,714명(97.6%), 참여하는 노인이 237명(2.4%)이었다. 소수의 노인만이 자원봉사에 참여하는 것으로 나타났다. 자원봉사의 빈도를 보면, 분석 대상 모두의 자원봉사 참여 빈도는 평균 월 0.06회(SD=.62)였고, 자원봉사에 참여하는 노인만을 대상으로 살펴보면 자원봉사 참여 빈도는 평균 월 2.67회(SD=3.00)였다.

본 연구 분석대상의 일반적 특성은 <표 2>에 제시되는 바와 같다. 인적자원 요인에 속한 각 변수의 빈도 및 평균을 살펴보면, 성별의 경우 여성 노인이 6,127명(61.6%)으로 남성 노인 3,824명(38.4%)이었다. 현재 근로 여부를 보면, 일하지 않는 노인이 6,009명(60.4%), 현재 일하는 노인이 3,942명(39.6%)이었다. 연령의 경우 평균 74.02세(SD=6.75)였다. 교육수준의 경우 평균 8.24년(SD=4.24)으로 중졸보다 낮은 수준이었다. 가구 소득은 평균 3,259만 원(SD=3,423.72)이었는데, 이는 우리나라 가구 평균 소득(6,762만 원)의 절반에 다소 못 미치는 수준이었다(대한민국 정책브리핑, 2023). 월평균 가구 소비의 경우에는 평균 151만 원(SD=112)으로 우리나라 가구 평균 소비(283만 원)의 절반보다 다소 높은 수준이었다(통계청, 2024). 단일문항 5점 척도로 측정한 주관적 건강 수준은 평균 3.17점(SD=0.89)이었다.

사회적 상황 요인에 속한 각 변수의 빈도 및 평균을 살펴보면, 거주지역의 경우 읍·면 지역에 거주하는 노인이 2,974명(29.9%), 동 지역에 거주하는 노인이 6,977명(70.1%)이었다. 거주 형태의 경우, 자가에 거주하는 노인이 7,994명(80.3%), 전세 등을 포함한 임차 형태에 거주하는 노인은 1,957명(19.7%)이었다. 여가 단체 참여 빈도를 보면, 주당 평균 1.19회(SD=2.02)였고, 친밀하게 관계하는 인적 관계망의 크기는 평균 3.46명(SD=2.75)이었다.

주관적 상황 요인에 속한 각 변수의 빈도 및 평균을 살펴보면, 15개의 문항을 갖고 관련 여부로 측정한 우울감의 평균은 3.09개(SD=3.24)였다. 5개 영역 5점 척도로 측정한 삶의 만족도의 수준의 경우, 평균 16.17점(SD=2.94)으로 중간 수준을 다소 상회하는 수준의 삶의 만족도를 갖는 것으로 나타났다. 0에서 7까지의 단일 서열척도로 측정한 종교 생활 참여의 강도를 보면, 평균 1.41(SD=2.03)로 종교 참여 정도가 낮은 편이었다. 9개 문항 5점 척도로 측정한 지역사회 만족도는 평균 31.70(SD=4.66)으로 전반적으로 중간 수준을 상회하는 수준의 만족도를 갖는 것으로 파악되었다. 가족과 지인 관련 2문항 4점 척도로 측정한 내집단 신뢰는 평균 6.69점(SD=0.85)으로 높은 수준이었으나, 정부·언론·기업 3문항 4점 척도로 측정한 제도 신뢰는 평균 7.11점(SD=1.78)으로 중간 정도인 것으로 나타났다.

마지막으로 이들 변수의 왜도(skewness) 및 첨도(kurtosis)와 관련해서 다음과 같은 속성이 파악된다. 가구 소득, 가구 지출, 인적 관계망에서 왜도 3과 첨도 10을 넘는 수준을 보였다. 그러나 본 연구의 분석에서 활용되는 영포화 음이항 회귀분석은 일반화 선형모형(Generalized Linear Model, GLM)의 일종으로 회귀계수 추정에서 최대우도법(Maximum Likelihood Estimation, MLE)을 기반한다는 특징을 갖기에, 변수 분포와 관련해서 정규분포를 가정하지 않는다. 따라서 변수의 왜도(skewness)나 첨도(kurtosis)가 영포화 음이항 회귀분석의 타당성을 저해하는 요인으로 작용하지는 않는다.

2. 노인 자원봉사 참여 모형 분석 결과

다음에서는 연구 모형을 토대로 자료의 분포적 속성을 반영하여 영포화 음이항 회귀분석의 방법을 통해 분석한 결과와 과포화된 비참여(‘0’값)를 고려하지 않는 일반 음이항 회귀분석을 통해 분석한 결과를 비교하면서 어떠한 차이가 발생하는지를 제시해 보고자 한다. 이를 통해 보다 적합한 통계적 분석 방법을 적용하는 것의 중요성을 강조하면서 분석의 결과에서 어떠한 양상이 나타나는지를 보이고자 한다.

먼저 과포화된 비참여(‘0’값)를 고려하지 않는 음이항 회귀분석에 의한 모형 분석의 결과는 <표 3>에 정리된 바와 같다. 분석 결과, 성별(여성, z=3.099, p<.01), 교육연수(z=6.658, p<.001), 가구소득(z=2.143, p<.05), 주관적 건강(z=2.233, p<.05), 단체 참여(z=7.779, p<.001), 인적 관계망(z=2.924, p<.01), 삶의 만족도(z=2.728, p<.01), 종교 생활 참여(z=5.829, p<.001)가 자원봉사 참여 빈도에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 모형에 속한 17개의 독립 변수들 중 8개의 변수가 노인 자원봉사 활동 빈도에 영향을 미치는 것으로 파악되었다.

다음에서는 분석 자료의 속성, 즉 과포화된 비참여(‘0’값)를 반영하여 영포화 음이항 회귀분석을 적용하여 모형을 분석해 보았다. 분석의 결과는 <표 4>에서 제시되는 바와 같다. 전술한 바와 같이, 영포화 음이항 회귀분석에서 는 두 단계의 분석이 실행되는데, 먼저 1단계 영포화 모형은 노인이 자원봉사에 참여하지 않을 확률(구조적 비참여)과 관련해서 독립 변수의 영향력을 제시해 준다. 분석 결과, 연령이 높을수록(z=2.819, p<.01) 및 임차 가구에 거주하는 경우(z=1.994, p<.05)에 구조적 비참여의 확률이 증가하는 것으로 파악되었다. 그리고 노인 여가 관련 단체 참여가 많을수록(z=-4.880, p<.001), 인적 관계망의 규모가 클수록(z=-2.398, p<.05), 삶의 만족도가 높을수록(z=-3.560, p<.001), 종교 생활에 적극적으로 참여할수록(z=-6.534, p<.001), 제도 신뢰가 높을수록(z=-2.029, p<.05) 구조적 비참여의 확률은 낮아지는 것으로 파악되었다. 정리해 보면, 연령이 낮고, 자가 형태로 거주하고, 노인 여가 관련 단체 참여가 많고, 인적 관계망의 규모가 크고, 삶의 만족도가 높고, 종교 생활에 적극적으로 참여하고, 정부·언론·기업에 대한 신뢰의 정도가 높은 노인일수록 자원봉사에 참여할 가능성이 크다는 사실을 제시해 준다.

다음으로 잠재적인 자원봉사 노인 및 자원봉사 참여 노인에 초점을 두며 독립변수와 자원봉사 참여 빈도의 관계를 분석하는 2단계 횟수(Count) 모형에 의한 결과를 정리해 보면, 다음과 같다. 횟수 모형에 의한 분석 결과, 노인의 교육 기간이 길수록(z=2.206, p<.05), 임차 가구에 거주하는 경우(z=2.179, p<.05), 우울감이 낮을수록(z=-2.112, p<.05), 제도 신뢰가 낮을수록(z=-2.102, p<.05) 자원봉사 참여 빈도가 증가하는 양상인 것으로 파악되었다. 정리해 보면, 노인의 교육 수준이 높을수록, 정신건강(우울감)의 상태가 더 양호할수록, 정부, 기업, 언론에 대한 신뢰의 정도가 낮을수록, 그리고 임차 가구에 거주하는 경우, 자원봉사 활동 참여 강도가 증가한다는 사실을 제시해 준다.

노인 자원봉사 활동에 대한 두 가지 다른 분석 방법에 대한 비교, 즉 음이항 회귀분석과 영포화 음이항 회귀분석의 결과와 관련해서 어떤 분석 방법이 보다 적절한 것인지 그리고 각 분석 방법에 의한 결과의 차이가 어떻게 나타나고 있는 것인지를 정리해 보면 아래의 <표 5>에서 제시되는 바와 같다. 첫째, 분석 자료에 적합한 분석 방법의 선택과 확인하기 위하여 음이항 회귀분석과 영포화 음이항 회귀분석의 모형 적합성을 비교한 결과, <표 6>의 아래 부분에 제시되듯이 영포화 음이항 회귀분석이 보다 적합한 것으로 확인되었다. AIC(Akaike Information Criterion)는 값이 낮을수록 모형 적합도가 높고, 두 모형 간 AIC 차이가 2 이상이면 의미 있는 차이가 있는 것으로 해석될 수 있는데(Burnham & Anderson, 2002), 영포화 음이항 회귀분석의 AIC 값이 음이항 회귀분석의 AIC 값보다 100 이상 낮게 나타났다. 그리고 Vuong’s 검정의 결과에서도 영포화 음이항 회귀분석이 음이항 회귀분석보다 모형 적합도가 통계적으로 유의미하게 높은 것으로 나타났다(z=6.133, p<.001). 이런 결과를 통해, 노인 자원봉사참여 여부 현상에서와 같이 0값이 과다하게 존재하는 경우 영포화 음이항 회귀분석이 보다 적합한 분석 방법이란 사실을 확인하였다.

둘째, 노인의 자원봉사참여 빈도에 대한 분석, 즉 참여 강도에 대한 분석의 결과를 비교하였을 때, 음이항 회귀 분석의 결과와 영포화 음이항 회귀분석의 결과가 서로 다른 양상을 나타낸다는 사실을 파악할 수 있었다. 두 분석 방법에서 동일한 결과가 나타나는 변수는 교육 수준 변수 하나뿐이었다. 이는 노인 자원봉사참여 여부 현상에서와 같이 0값이 과다하게 존재하는 경우 음이항 회귀모형이 자원봉사참여 여부를 결정하는 ‘0’값의 이질성을 충분히 반영하지 못해 특정 변수의 효과를 과소 혹은 과대 추정할 가능성이 발생될 수 있음을 시사한다.

셋째, 영포화 음이항 회귀분석 결과를 종합해 보면, 자원봉사 참여 여부와 참여 빈도를 결정하는 변수가 상이할 수 있음을 제시해 준다. 1단계(영포화 모형)와 2단계(영포화 확률을 고려한 음이항 회귀분석)의 결과, 관계상 일관적인 방향성을 갖는 변수가 없었다. 두 변수의 경우, 관계의 방향성에서 상이한 양상을 나타냈다. 거주 형태와 제도 신뢰의 경우, 참여 여부와 참여 빈도에서 관계의 방향이 반대 방향인 것으로 나타났다. 이러한 결과는 노인 자원봉사 활동에 영향을 미칠 수 있는 변수가 종속변수의 속성에 따라, 즉 자원봉사 참여 여부인지 혹은 참여 강도인지에 따라 다른 작용과 관계를 나타낼 수 있음을 의미한다.

이상의 결과를 종합해 보면, 첫째, 분석하는 자료의 분포적 속성, 특히 종속변수의 속성을 반영하지 않는 경우, 독립변수의 효과가 과대 또는 과소 추정될 수 있는 위험이 존재한다는 사실을 인식하게 한다. 둘째, 보다 적합한 분석 방법을 사용하여 노인 자원봉사 활동에 대해 분석할 때 종속변수가 참여 여부인지 혹은 참여 강도인지에 따라 독립변수의 영향력이 다를 수 있기에, 노인 자원봉사 활동에 대한 이해를 위해 보다 정교한 접근이 필요할 수 있음을 시사해 준다. 즉 노인 자원봉사 활동에 대한 실증적 이해를 위해서는 분석 자료의 구조적 속성을 반영한 분석 모형의 적용이 현상에 대한 정교한 해석과 정책적 함의의 정합성을 확보하는 데 있어서도 매우 중요할 수 있음을 제시한다.