1. 연구의 필요성

통계청의 행정구역별 고령자 조사 자료에 따르면 2020년 우리나라 전체 65세 이상 인구 비율은 15.2%, 동일 시점 읍·면에 거주하는 65세 이상 인구 비율은 21.8%, 동에 거주하는 65세 이상 인구 비율은 13.6%이며[1], 이는 농촌 지역이 도시 지역에 비해 더 높은 수준의 고령화 현상을 경험하는 상태임을 보여준다. 농촌 지역은 생산가능인구의 지속적인 이탈로 인한 절대 인구의 감소와 함께 급격한 고령화가 진행되어 이미 초고령사회로 진입하였다[2]. 전체 농촌 인구에서 노인 인구가 차지하는 비율이 증가함에 따라 나타나는 사회 문제는 노인의 삶에 대한 연구의 중요성을 더욱 부각시키고 있다.

고령화가 진행된 인구 집단에서 발생하는 가장 보편적인 정신건강 문제 중 하나는 우울이다[3]. 우리나라에서도 우울은 노인의 주요한 정신건강 문제 중 하나이며, 그 유병률이 꾸준히 증가하고 있다[4]. 통계청에서 제시한 노인실태조사에 따르면[1], 2020년 읍·면에 거주하는 노인 중 우울 증상을 경험한 비율은 14.6%로 나타나 동에 거주하는 노인 중 우울 증상을 경험한 비율 13.1%에 비해 1.5%p 높았다. 국내의 선행연구를 살펴보면 농촌 거주 노인의 우울 증상 경험이 도시 거주 노인에 비해 높다는 결과[5, 6]를 보이는 연구가 있으나 통계적으로 유의한 차이가 없다는 결과[7, 8]도 있으며, 도시 거주 노인의 우울 증상 경험이 더 높다는 결과[9]도 있는 등 연구 결과 간의 일관성이 부족한 실정이다.

노년층은 은퇴와 함께 사회에서 담당했던 역할의 상실, 다양한 인간관계의 단절[10], 노인에 대한 사회적 지지 체계의 약화로 인한 사회적 고립[11]을 경험한다. 농촌 거주 노인은 도시 거주 노인에 비해 가족의 지원을 받기 힘들어 경제적 능력으로 쉽게 해결할 수 있는 욕구를 사회적 연결을 통해 해결해야 하므로 사회적 관계의 존재 가치가 도시 거주 노인에 비해 크다[12]. 가족, 이웃, 친구 등과의 만남 또는 친목 모임의 빈도가 낮은 노인 집단에서 우울 발생이 증가하는 양상을 보인다는 점을 고려할 때, 노인에 대한 사회적 지지 체계와 사회적 관계는 노인 우울과 큰 연관성이 있다[13].

일반적으로 노화로 인하여 사회기능적 수준이 저하되면 사회자본에 대한 요구도는 증가하는 반면, 사회자본의 보유 수준은 감소한다[14, 15]. 노년층의 우울이 사회자본의 보유 수준과 강한 상관관계를 가진다는 점을 고려할 때, 노년층은 우울의 주요 위험집단이라 판단할 수 있다[15]. 국내의 사회자본과 노인 우울에 대한 여러 연구에서도 사회자본이 노인 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났으며[16, 17, 18], 거주지역과 사회자본 보유 수준에 대한 여러 연구에서 도시 거주 노인에 비하여 농촌 거주 노인의 사회자본 보유 수준이 제한적이라는 결과를 보인다는 점에서 농촌 거주 노인을 대상으로 한 사회자본과 우울의 관련성에 대하여 살펴볼 필요가 있다[19, 20].

사회자본의 개념은 사회학에서 시작되었고, 그 이후 보건학을 전공하는 학자들이 사회자본의 개념에 관심을 갖기 시작했다[21]. 사회자본은 공동체가 공유하는 규범, 가치관, 이해 등을 바탕으로 공동체 내에서의 참여를 가능하게 하는 사회관계망으로 구성되고[22], 사회관계망 속에서 공동체 구성원 사이의 상호 도움을 의미하는 호혜적 사회규범(social norms of reciprocity)을 내포한다[23]. 사회자본의 개념에 대하여 합의된 정의는 없지만, 많은 학자들이 공통적으로 신뢰(trust), 호혜성(reciprocity), 사회관계망(network), 사회참여(social participation)를 사회자본의 기본 요소로 언급한다[21]. 신뢰는 공동체 내 타인이 기대하는 대로 반응함과 동시에 상호 지지적인 형태로 행동하거나 공동체 내 타인에게 해를 끼칠 의도가 없음으로 정의된다[24]. 신뢰는 건강 관련 정보 획득에 소요되는 비용을 절감할 수 있다는 점에서 중요한 개념이다[25]. 호혜성은 공동체 구성원 사이에 공유, 인식되는 사회적 행동에 대한 규범으로서 서로를 위하여 지켜야 하는 약속된 행위이다[26]. 사회관계망은 공동체 내 구성원 간의 관계와 연계를 포함하는 포괄적인 개념으로[22], 개별 구성원은 사회관계망 내 다른 구성원에게서 건강 관련 자원을 획득할 수 있다[27]. 사회참여는 개개인으로서는 접근하기 어려운 자원에 쉽게 접근할 수 있는 기회를 제공하여 건강증진 활동을 용이하게 한다[28].

농촌은 사회경제적으로 도시와는 다른 다양한 분화가 발생하여 농촌에 접근함에 있어 획일적인 개념을 적용하는 데에는 무리가 있음을 인지하고, 농촌과 도시를 하나의 동질적인 공간으로 인식해왔던 이전의 관점보다는 도시와는 다른 농촌만의 특수성에 집중할 필요가 있다[29]. 농촌 거주자들은 건강에 대한 특수한 믿음, 외부인에 대한 배척, 집단 구성원 사이의 익명성 결여라는 특수성을 가진다[30]. 개인과 집단 사이의 사회적 관계를 연결하고 이질적인 구성원 사이의 연결고리를 구축하는 것이 사회자본 축적의 핵심임을 고려할 때[23], 농촌의 특수성은 사회적 관계의 맥락에서 이해할 수 있다. 농촌 거주 노인의 사회자본 보유 수준이 정신건강의 사회적 결정요인으로 작용할 수 있다는 점[31]과 사회자본이 스트레스를 완화하고 정신건강을 증진시킬 수 있는 중요한 자원이라는 점[32]을 바탕으로, 농촌 거주 노인의 우울을 관리하기 위한 프로그램의 중요한 요소로서 사회자본 보유 수준을 확대시키기 위한 노력이 필요하다. 그러나 농촌 거주 노인의 우울을 위한 프로그램은 신체활동, 웃음치료요법, 공예활동, 전통놀이활동 등 활동중심적인 프로그램에 국한되어 있거나[33, 34, 35, 36], 사회자본 보유 수준을 향상시키기 위한 과정이 포함되어 있으나 농촌 거주 노인을 대상으로 하지 않은 프로그램이었다[37].

이에 본 연구는 사회자본의 기본 요소로 많은 학자들이 언급한 신뢰, 호혜성, 사회관계망, 사회참여가 농촌 거주 노인의 우울에 미치는 영향을 확인하여 우울 관리 프로그램 개발 시 사회자본적 요소의 포함을 위한 기초 자료를 제공하자고 한다. 또한 사회자본이 우울에 미치는 영향이 농촌 거주 노인의 특성에 따라 달라질 수 있으므로 인구사회경제적 특성, 신체적 특성과 건강생활습관의 영향력도 확인하고자 한다.

2. 연구목적

본 연구는 지역사회건강조사 중 사회자본과 관련된 조사가 이루어진 2019년도 자료를 활용하여 우리나라 65세 이상 농촌 거주 노인의 우울 상태, 인구사회경제적 특성, 신체적 특성과 건강생활습관, 사회자본의 현황을 제시하고, 인구사회경제적 특성, 신체적 특성과 건강생활습관, 사회자본에 따른 우울 상태의 차이를 파악하며, 사회자본이 우울 상태에 미치는 영향을 확인하는 데 목적이 있다.

1. 연구 설계

본 연구는 전국의 농촌에 거주하는 65세 이상 노인을 대상으로 사회자본이 우울 상태에 미치는 영향을 파악하기 위하여 2019년도 지역사회건강조사의 횡단면 자료에 근거하여 계량적으로 실증분석한 서술연구이다.

2. 연구 대상

지역사회건강조사는 질병관리청이 주관하여 우리나라 지역주민의 건강상태를 파악하고 보건정책의 기초자료로 활용하기 위한 목적으로 2008년부터 실시되고 있다[38]. 본 연구는 지역사회건강조사 항목 중 사회자본에 대한 조사가 포함된 2019년도 자료를 활용하였다. 지역사회건강조사는 만 19세 이상 성인을 목표 모집단으로 하여 동/읍·면, 주택유형별로 층화하고, 통·반/리 내 주택유형별 가구 수를 기준으로 가구 수 크기를 고려하여 추출확률이 비례하도록 1차 추출한 후, 표본지점으로 선정된 통·반/리의 가구 수를 파악하여 계통추출법으로 2차 추출한다[38]. 본 연구에서는 2019년도 지역사회건강조사에 참여한 229,099명의 대상자 중 만 65세 이상의 읍·면 거주자를 조사대상자로 하여 43,923명을 추출하였다. 이후 우울 상태, 인구사회경제적 특성, 신체적 특성과 건강생활습관, 사회자본에 관련된 응답이 충분하지 않은 4,533명을 제외하고 총 39,390명을 최종 연구 대상자로 선정하였다.

3. 연구 변수

4. 자료 분석

본 연구에 사용된 2019년도 지역사회건강조사는 단일 연도의 횡단면 조사자료이고, 본 연구에서는 특정 집단인 농촌 거주 노인을 대상으로 분석하므로 가중치 부여 분석과 같은 복합표본 요소는 고려하지 않았다.

농촌 거주 노인의 인구사회경제적 특성, 신체적 특성과 건강생활습관은 빈도와 백분율로 산출하였다. 인구사회경제적 특성, 신체적 특성, 건강생활습관, 사회자본에 따른 우울 상태의 차이 중 범주형 변수의 경우는 χ² 검정을 이용하여 분석하였다. 연속형 자료로도 활용 가능한 연령, 월 소득, 체질량지수에 따른 우울 상태의 경우는 정규성 검정을 위하여 집단별 표본수가 서로 크게 다른 경우에도 활용 가능한 Lilliefors 정규성 검정을 시행하였고[42], 그 결과 3가지 변수 모두 정규분포하지 않아 비모수 검정인 Kruskal―Wallis 순위합 검정을 이용하여 분석하였다. 사후검정은 Bonferroni correction 방법을 적용한 Mann―Whitney 검정을 이용하였다.

농촌 거주 노인의 사회자본 보유가 우울 상태에 미치는 영향을 확인하기 위하여 위계적 순서형 로지스틱 회귀분석(hierarchical ordinal logistic regression)을 이용하였다. 위계적 순서형 로지스틱 회귀분석의 세부과정을 살펴보면, 첫 번째 단계에서 종속변수인 우울 상태를 인구사회경제적 특성 변수에 우선 회귀시키고(Model 1), 두 번째 단계에서 추가적으로 신체적 특성과 건강생활습관 변수에 회귀시킨 후(Model 2), 세 번째 단계에서 독립변수인 사회자본 변수에 회귀시켰다(Model 3). 마지막으로 Model 1, Model 2, Model 3에서 종속변수가 설명되는 정도를 비교하여 인구사회경제적 특성, 신체적 특성, 건강생활습관 변수를 통제한 후 사회자본이 우울 상태에 미치는 영향을 확인하였다. 또한, 각 모형의 설명력은 Nagelkerke R² 값을 이용하여 제시하였다. Nagelkerke R² 값은 로지스틱 회귀분석 모형에서 종속변수에 대한 독립변수의 설명력을 보여주는 Cox & Snell R²의 최댓값이 1보다 작다는 문제점을 해결하기 위하여 0에서 1까지의 전체 범위를 포함하도록 보정한 통계량이다[43].

5. 윤리적 고려

본 연구는 서울대학교병원 의학연구윤리심의위원회의 IRB 심의면제 승인 후 진행되었다(IRB No. E-2111-002-1266). 본 연구에서 활용된 원자료는 지역사회건강조사 홈페이지를 통하여 원자료 이용과 관련된 서약서와 자료이용계획서를 작성 후, 개인 정보를 추정할 수 없도록 비식별된 형태로 제공받았다.

1. 연구 대상자의 특성

연구 대상자의 연령은 평균 74.9세로 65세 이상 75세 미만이 49.5%, 7 5세 이상이 5 0.5%의 분포를 보였고, 성별은 여성(58.6%)이 다소 많았다. 교육수준은 초등학교 졸업 이하가 69.8%로 가장 많았고, 배우자와 함께 거주하는 경우가 63.7%로 가장 많았으며, 월 소득 평균은 152.75만 원(± 162.43만 원)이었다. 체질량지수 평균은 24.05 kg/m² (± 5.16 kg/m²)으로 25 kg/m² 이상인 경우는 35.8%였고, 현재흡연자는 8.4%, 고위험음주자는 4.0% (남자 94.1%, 여자 5.9%)였다. 고혈압 유병자는 55.1%, 당뇨 유병자는 20.5%였다(Table 1).

Table 1
Demographic-Socio-Economic Conditions, Physical Characteristics, and Health Behavior of the Participants by Depression Level (Patient Health Questionnaire-9 Classification)

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사회자본 변수 중 신뢰의 경우 대상자의 87.6%가 ‘우리 동네 사람들은 서로 믿고 신뢰할 수 있다’고 응답하였고, 호혜성의 경우 대상자의 89.0%가 ‘우리 동네 사람들은 경조사가 있을 때, 서로 도움을 주고 받는다’고 응답하였다. 사회관계망의 경우 대상자의 97.2%가 ‘가장 많이 접촉하는 이웃(또는 친구)과 얼마나 자주 보거나 연락합니까?’라는 질문에 한 달에 1번 이상 연락한다고 응답하였고, 사회참여의 경우 대상자의 64.7%가 종교·친목·여가/레저·자선단체 활동에 한 달에 1번 이상 참여한다고 응답하였다(Table 2). 연구 대상자의 PHQ-9 점수 평균은 2.42점이었고, 우울 아님(0~4점) 81.9%, 가벼운 우울(5~9점) 14.0%, 중간 이상의 우울(10~27점) 4.1%의 분포를 보였다.

Table 2
Social Capital of the Participants by Depression Level (Patient Health Questionnaire-9 Classification)

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2. 대상자 특성에 따른 우울 상태

Table 1은 대상자의 인구사회경제적 특성, 신체적 특성과 건강생활습관에 따른 우울 상태의 차이를 분석한 결과이다. 65세 이상 75세 미만보다는 75세 이상인 경우가, 남성보다는 여성이 PHQ-9 검사 결과에서 가벼운 우울과 중간 이상의 우울로 측정된 비율이 높았다. 교육수준에서는 학력수준이 낮을수록, 배우자 유무에서는 이외(미혼, 이혼, 사별, 별거)인 경우, 월 소득에서는 소득분위가 낮을수록 PHQ-9 검사 결과에서 가벼운 우울과 중간 이상의 우울로 측정된 비율이 높았다. 체질량지수에서는 25 kg/m² 미만인 경우, 고위험음주를 하지 않는 경우, 고혈압, 당뇨로 진단받은 경우에서 PHQ-9 검사 결과가 가벼운 우울과 중간 이상의 우울로 측정된 비율이 높았다. 현재흡연에서는 ‘가벼운 우울’에 속할 경우 현재흡연자의 비율이 가장 낮았다. 대상자의 모든 인구사회경제적 특성 변수와 신체적 특성과 건강생활습관 변수는 χ² 검정 결과 우울 상태에 통계적으로 유의한 차이가 있었다. 대상자의 사회자본 보유에 따른 우울 상태의 차이를 분석한 결과는 Table 2와 같다. 사회자본의 경우 신뢰, 호혜성, 사회관계망, 사회참여 모든 변수에서 미보유한 상태일수록 가벼운 우울과 중간 이상의 우울로 측정된 비율이 통계적으로 유의하게 높았다.

3. 사회자본이 우울 상태에 미치는 영향

본 연구에서는 우선 인구사회경제적 특성, 신체적 특성과 건강생활습관을 통제한 후 사회자본 보유 변수가 종속변수인 우울 상태에 미치는 영향을 파악하였다. 위계적 로지스틱 회귀분석에서는 변수가 위계적으로 추가될 때마다 종속변수가 설명되는 정도를 비교할 수 있는데[44], 본 연구에서 사회자본이 우울 상태에 미치는 영향을 파악하기 위하여 인구사회경제적 특성 변수, 신체적 특성과 건강생활습관 변수, 사회자본 변수를 종속변수인 우울 상태에 순차적으로 회귀시킴으로써 사회자본 변수의 설명력을 파악하고자 하였다. 연구 대상자의 PHQ-9 점수 분포를 살펴보면, 우울 아님(0~4점) 81.9%, 가벼운 우울(5~9점) 14.0%, 중간 이상의 우울(10~27점) 4.1%였는데, 이처럼 불균형 자료(imbalanced data)일 경우 통계적 예측 결과가 다수(majority)의 분포에 따라 왜곡된 결과가 도출될 수 있다[45]. 이에 본 연구에서는 소수(minority)의 자료 중 특정 자료와 가장 근접한 자료의 차이를 계산하여 임의의 자료를 생성하는 Synthetic Minority Oversampling Technique (SMOTE) [45]을 사용하여 자료의 불균형을 조정하였다.

총 2차례의 SMOTE를 적용하여 연구 대상자 39,390명(‘우울 아님’ 32,273명, ‘가벼운 우울’ 5,507명, ‘중간 이상의 우울’ 1,610명)의 자료를 총 102,601명의 자료로 조정하였다(1차: 32,691명/5,546명/32,200명, 2차: 34,690명/33,276명/34,635명). 인구사회경제적 특성, 신체적 특성과 건강생활습관, 사회자본 모든 변수 간 분산팽창지수의 최댓값은 4.96으로 모두 10 미만으로 산출되어 다중공선성 문제는 발생하지 않았다. 각 모형의 설명력은 인구사회경제적 특성 변수만 포함된 Model 1의 경우 3.7%, 추가적으로 신체적 특성과 건강생활습관 변수가 포함된 Model 2의 경우 9.4%, 마지막으로 사회자본 변수가 포함된 Model 3의 경우 27.3%로 나타났다. 모든 회귀분석 모형은 모형 적합도 검정을 통과하였고, Model 3의 경우 Lipsitz 검정 결과 우도비(likelihood ratio, LR) 통계량 4,383.1 (df = 9, p < .001), Hosmer―Lemeshow 검정 결과 χ² 통계량 6,454.0 (df = 17, p < .001)으로 나타났다. SMOTE를 적용하지 않은 원자료를 이용하여 위계적 순서형 로지스틱 회귀분석을 시행하였을 때 Model 3의 설명력은 7%로 나타났는데(Appendix 1), 이 경우 다수 집단과 소수 집단의 현저한 개체 수 차이로 인하여 다수 집단에 편향된 함수를 추정하여 대다수의 자료를 다수 집단에 분류하는 문제가 발생하였다[45].

사회자본 보유가 우울 상태에 미치는 영향을 확인하기 위해 위계적 순서형 로지스틱 회귀분석을 시행한 결과는 Table 3과 같다. Table 3의 Model 3을 보면, 연구 대상자의 인구사회경제적 특성 변수와 신체적 특성과 건강생활습관 변수를 통제한 후, 사회자본의 모든 변수가 종속변수인 우울 상태에 통계적으로 유의함을 확인할 수 있었다. 순서형 로지스틱 회귀분석의 결과는 개별 독립변수의 승산비(odds ratio)를 이용하여 해석할 수 있다. 사회자본 변수 중 신뢰의 경우 승산비는 2.46이므로 신뢰를 보유하고 있는 대상자에 비하여 미보유한 대상자가 우울 수준에서 1단계 더 높은 단계에 포함될 가능성이 2.46배 더 높았다. 사회자본 변수 중 호혜성의 승산비는 2.17, 사회관계망의 승산비는 4.24, 사회참여의 승산비는 1.63이었다. 본 연구에서 확인한 모든 사회자본 변수의 승산비는 각 사회자본 요소를 보유한 대상자보다 미보유한 대상자의 우울 상태가 더 심한 집단에 속할 위험이 높음을 보여주었다.

Table 3
Factors Influencing Older Adults Depression in Rural Area (Patient Health Questionnaire-9 Classification, SMOTE applied Data Set) (N = 102,601)

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농촌 거주 노인은 다수가 사회자본 요소를 보유하고 있지만, 우울 단계가 심해질수록 사회자본 요소를 보유하지 않는 양상을 보인다. Figure 1은 Model 3을 기반으로 SMOTE를 이용한 불균형 자료의 조정을 통하여 ‘우울 아님’, ‘가벼운 우울’, ‘중간 이상의 우울’ 집단의 수를 거의 동등하게 설정한 후, 각 사회자본 요소의 유무가 우울 단계에 미치는 영향에 대한 실제적인 예측효과를 도식화한 것이다. 각 사회자본 요소를 보유할 때마다 우울 단계가 낮아지는 경향성을 확인할 수 있었고, 모든 사회자본을 보유한 경우 ‘우울 아님’ 집단에 속할 확률은 53%, 모든 사회자본을 보유하지 못한 경우 ‘우울 아님’ 집단에 속할 확률은 3%였다.

Figure 1
Effect probability of social capital variables on older adults depression in rural area.
0 = Case of having each characteristic; 1 = Case of not having each characteristic; PHQ-9 = Patient Health Questionnaire-9; SP = Social participation; R = Reciprocity; N = Network.

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