[ Original Article ]

Korean Journal of Health Education and Promotion - Vol. 41, No. 3, pp.33-48

ISSN: 1229-4128 (Print) 2635-5302 (Online)

Print publication date 30 Sep 2024

Received 29 Jul 2024 Revised 07 Sep 2024 Accepted 24 Sep 2024

DOI: https://doi.org/10.14367/kjhep.2024.41.3.33

5060 세대 중장년층의 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향: 우울의 매개효과 검증

장시온^*^{, †}

; 오은혜^**

*보건복지부 국립정신건강센터 정신건강연구소 연구원
**연세대학교 사회복지대학원 대학원생

Impact of 5060 generation middle-aged people’s experience of unmet healthcare on life dissatisfaction: Verification of the mediating effect of depression

Si On Jang^*^{, †}

; Eun Hye Oh^**

*Researcher, Mental Health Research Institute, National Center for Mental Health
**Graduate Student, Yonsei Graduate School of Social Welfare

Correspondence to: Si On JangMental Health Research Institute, National Center for Mental Health, 127, Yongmasan-ro, Gwangjin-gu, Seoul, 04933, Republic of Korea주소: (04933) 서울특별시 광진구 용마산로 127 보건복지부 국립정신건강센터 정신건강연구소Tel: +82-2-2204-0351, Fax: +82-2-2204-0393, E-mail: sinergizer@korea.kr

Abstract

Objectives

The life dissatisfaction of Korean middle-aged people is higher than other age groups that require attention. 'Health problem' is a factor of life dissatisfaction, the middle-aged people's experience of unmet healthcare and depression are so high. Therefore, this study analyzed the impact of middle-aged people's experience of unmet healthcare on life dissatisfaction and verified the mediating effect of depression based on the principle that if health is not recovered and increased in time, it adversely affect stable life adaptation.

Methods

Statistical analyses like multiple regression analysis, hierarchical linear regression analysis were conducted using <A Survey on the Living Conditions and Welfare Needs of New Middle Ages> data from the Korea Institute for Health and Social Affairs by SPSS Statistics V.29 and SPSS PROCESS macro V.4.2.

Results

Experience of unmet healthcare increased the life dissatisfaction and depression. Also, the mediating effect of depression was significant in the relationship between experience of unmet healthcare and life dissatisfaction.

Conclusion

With research results, this study suggested ①Improving healthㆍmedical administration and expanding national medical expenses support, ②Selecting and managing of middle-aged people's depression vulnerable groups and cooperating between community healthㆍmedical institutions, ③Establishingㆍdisseminating middle-aged people customized mental health improve strategies and developing social communication programs.

Keywords:

middle-aged people, experience of unmet healthcare, life dissatisfaction, depression

Ⅰ. 서론

한국은 국제적으로 전례 없는 초고속 산업화를 이루며 오늘날 세계 경제 대국이 되었다. 초단기간에 사회·경제 수준이 향상되면서 한 개인의 성공도를 평가할 때 양적 측면인 부(wealth)와 명예를 넘어, 질적 측면인 주관적 웰빙과 삶의 질도 주요 평가 기준이 되었다(Lee, 2020; Oh & Lee, 2017). 한국을 비롯 복지사회 지향국들은 양질의 삶을 누리기 위한 행복추구권을 국민의 기본 권리로 규정¹⁾하고 있는데(Choi, 2018), 이때 인간-환경 체계(person-environment system)를 구성하는 개인적, 사회적 요인을 다차원적으로 포함하는 삶의 질 향상에 ‘개인 생활에 대한 만족도’는 중요한 요소로 작용되고 있다(Lawton, 1991).

그러나 한국은 국제사회에서 “국민 생활만족 수준 최하위권 국가”로 낙인된 지 오래다. OECD의 국가 간 삶의 질 측정 지표 『Better Life Index(OECD BLI)』에 따르면 한국은 ‘생활만족도’ 부문에서 41개 국가²⁾ 중 36위(Organization for Economic Cooperation and Development [OECD], 2022)에 그쳤고, UN의 주관적 삶 요인 측정 지표 『World Happiness Report(WHR)』에서 한국의 ‘삶의 만족감’은 38개 OECD 회원국 중 35위로 최하위권을 기록하였다(Helliwell et al., 2024). 이 같은 통계는 한국이 6.25 전쟁 이후 가장 가난했던 개발도상국에서 반세기 만에 선진국으로 진입할 만큼 압도적인 경제성장을 이뤘지만(Ministry of Foreign Affairs of the Republic of Korea [MOFA], 2021), 정작 한국 국민의 행복 수준과 삶의 질은 경제적 성과만큼 동반 상승하지 못했음을 시사한다.

인간의 생활만족 수준을 좌우하는 주요 인구사회학적 특성 중 하나로 ‘연령’이 논의되고 있는데, 한국은 연령이 높아질수록 생활만족도가 낮아지는 부적(-) 패턴을 보이고 있다(Choi, 2018; Kim & Choi, 2021; Kim & Jung, 2019). Korea Institute of Public Administration [KIPA]이 『사회통합실태조사』를 통해 2013년부터 연령별 생활만족도 추이를 분석한 결과, 아동·청소년은 56.6%, 청년은 41.8%, 중장년은 38.0%, 노년은 20.9%의 생활만족도가 나타나 노년기로 갈수록 자신의 삶에 대한 만족감이 낮아진다는 점이 밝혀졌다(Korea Institute of Public Administration [KIPA], 2022). 특히 생활만족도를 연령 집단별로 비교했을 때 50대와 60대의 생활만족도 평균이 각각 10점 만점에 6.5점, 6.4점으로서 전 연령대에서 최하위임을 밝힌 보고서(Shim, Nam, & Kim, 2024)는 중장년층의 생활만족도가 얼마나 취약한 현실인지를 여지없이 증명한다. 한국의 5060 중장년층은 전 연령 인구에서 가장 큰 비중을 차지하는 한편, 인생의 후반기를 맞음으로써 생애주기 흐름상 가장 많은 변화와 어려움에 직면하는 세대다(Hong & Lim, 2022; Kang et al., 2020; Shim et al., 2024). 예컨대 자녀와 부모를 동시에 부양하는 이중부담과 양육비, 교육비, 주거비 등으로 부채가 늘어 경제난이 커지고, 성인이 된 자녀의 독립, 결혼으로 인한 가족구성원 축소로 상실감과 슬픔을 느끼는 ‘빈 둥지 증후군(empty nest syndrome)’을 경험하기도 한다(Kang et al., 2020). 또한 직장 경력의 축적으로 소득과 사회적 지위가 최고조에 달하는 시기이기도 하나 더 이상의 성취보다는 정년퇴직 및 은퇴를 맞이함으로써 퇴직 후 발생하는 소득급감과 역할상실 변화로 노후 불안도 증가한다(Kang et al., 2020; Shim et al., 2024; Yang, 2023). 더불어 신체 기능 노화로 각종 질병과 건강 문제가 동시다발적으로 발생하거나 가족 및 주변인과의 사별을 경험하기도 한다(Yang, 2023; Yu & Cho, 2023). 이처럼 중장년층은 생애주기 전환 과정에 부정적인 변화를 복합적으로 경험하면서 삶이 재구성되는 것에 당혹감, 실망감, 심리적 혼란 등을 겪게 된다(Yoo, 2022). 나아가 이 시기는 타인에게 신체적·정서적·경제적 도움마저 충분히 받지 못하는 세대로서 생활위기 극복이 어렵다 보니 소외감, 실패감으로 개인 생활불만족은 더욱 커진다(Hong & Lim, 2022). 이런 현실에도 불구하고 중장년층을 대상으로 한 생활불만족 문제 연구나 생활지원 정책·서비스가 미흡한 실정이기에, 5060 세대 중장년층은 청년층과 노년층 사이에서 사회적 관심과 보호망으로부터 더욱 소외되고 있다(Yang, 2023; Yoo, 2022).

한편, 생애주기 별 안정적인 전환과 생활 적응에 있어 심신의 건강은 필수 불가결하다. 그러다 보니 육체적·정신적 조화로 행복한 삶을 추구하는 웰빙(Well-being) 붐이 일고 있는 한국 사회에 ‘미충족 의료경험’과 ‘우울’ 이슈가 큰 화두다. 미충족 의료경험이란 의료자원 비용, 의료기관과의 거리, 의료서비스 이용시간 등의 개인적, 환경적 제약을 이유로 환자가 원하는 의학적 치료를 받지 못하는 상황으로 정의한다(Kim & Shin, 2021). 미충족 의료경험의 주요 원인은 경제적 여유 부족, 시간 부족, 서비스 이용 불편, 가벼운 증상으로 여김, 진료에 대한 두려움 등이 있다(Kim, 2023). 의료적 개입이 필요한 자가 적절한 시기에 의료서비스를 받지 못하면 질병 중증도 및 합병증 발생률을 높여 사회적으로 건강 불평등을 초래한다(Diamant et al., 2004; Kim, 2021). 미충족 의료경험으로 인해 건강의 사회 결정인자인 의료서비스 접근성이 낮아질 경우, 저하된 신체 기능의 치유가 어렵고 만성질환도 회복되지 못해 건강이 손상된다(Kim, 2021; Stein, Liegert, Dorow, König, & Riedel-Heller, 2019).

또한 우울이란 즐거움, 의욕, 활력이 상실되고 침울한 기분이 지속적으로 이어지는 정신질환이다(American Psychiatric Association [APA], 2013). 우울은 자기 비관, 역기능적 인지 등을 비롯한 개인적 요인과 주변 환경으로부터 겪는 정신건강 위협 상황이나 부정적인 생활사건 등의 환경적 요인이 결합되어 발생한다(APA, 2013; Jeong & Lee, 2017). 우울은 단순히 부정적 정서반응 문제로만 끝나는 것이 아니라 식욕감퇴, 사회생활 기피, 의욕 상실을 비롯한 이차적인 행동 문제도 초래함으로써 전 생애주기에 걸쳐 삶에 악영향을 미친다(Jeong & Lee, 2017; Yang, 2023). 특히 제때 치유되지 못한 우울은 자살을 유도하여 삶을 종결시키는 위험성도 갖고 있어 우울에 대한 지속적인 사회적 주목이 요구된다(Jeong & Lee, 2017; Kim & Jo, 2024; Yang, 2023; Yu & Cho, 2023).

이러한 가운데 한국 성인, 특히 중장년층 세대가 청년층과 노년층에 비해 미충족 의료경험률이 가장 높다고 밝혀졌다(Kim, Choi, & Hwang, 2018). 이들의 일반 병·의원 미충족률은 7.3~8.7%로 타 연령층보다 높았고, 특히 치과 의료 미충족률은 31.50%로 전 연령대 중 가장 높은 것으로 조사됐다(Kim, 2023; Kim & Shin, 2021; Lee, Shin, Kang, & Jun, 2023). 중장년층은 전 생애주기에서 신체적 노화 현상과 더불어 가정, 직장, 사회적 역할로 스트레스가 증가함에 따라 신체적·정신적 건강이 취약한 시기인 만큼, 의료서비스를 적시에 받아야 할 필요성이 가장 큰 연령층이다(Lee et al., 2023). 하지만 현실은 직장생활로 인한 시간적 제약이나 경제적 부담 등으로 인해 자신의 건강에 필요한 의료서비스를 적재적소하게 수혜하지 못하고 있는 실정이다(Kim & Shin, 2021). 우울 역시 생애주기에 따른 변화를 살펴보면, 연령이 높아질수록 우울 위험이 점진적으로 증가하는 흐름이 발견된다(Jeong & Lee, 2017; Yang, 2023). 특히 인간이 50대 혹은 60대의 중장년이 되면 신체적 노화, 자녀의 독립, 직업 은퇴, 주변인의 죽음 등 여러 심리·사회적 위기에 직면함으로써 우울을 비롯한 정신건강 취약 현상이 높게 나타난다(Yu & Cho, 2023). Ministry of Health and Welfare of Korea [MOHW] (2021)의 『국민정신건강실태조사』에 따르면, 지난 1년 간 우울장애 유병률을 연령별로 분석하였을 때 50대, 60대가 전 연령대 중 공동 2위로 최상위권을 차지하였고 우울증 진료를 받은 중년층이 매년 증가하는 추세를 보였다.

한편 선행연구에 따르면 인간이 미충족 의료경험을 겪을 경우, 신체 통증과 불편감이 더 상승하며 자신의 건강상태를 나쁘게 인지함에 따라 삶의 질과 생활만족도 수준이 낮아진다는 결과가 밝혀진 바 있었다(Lee, 2020). Ju 등 (2017)의 연구에서도 Lee (2020)와 유사한 맥락으로서 미충족 의료경험이 높아지면 객관적, 주관적 건강이 모두 저해되어 자신의 삶을 불만족스럽게 여기는 경향이 크다는 분석 결과를 보였다. 특히 미충족 의료경험으로 인한 의료서비스 접근성 저하가 신체를 넘어 정신건강까지 취약하게 만든다는 연구(Kim, 2021)가 보고되기도 했는데, 비슷한 국외 연구사례로 Stein 등 (2019)은 미충족 의료경험 여부에 따른 우울증과의 연관성을 비교한 결과, 해당 경험이 있는 집단의 우울 평균 점수가 없는 집단보다 더 높게 나타남을 밝혔다. 상기 연구들은 적절한 질병 치료와 건강 회복을 저지시키는 미충족 의료경험이 신체질환 뿐 아니라 정신질환도 야기할 수 있음을 시사한다(Kim, 2021; Stein et al., 2019). 이러한 점에서 “미충족 의료경험이 신체적, 정신적 건강에 부정적 영향을 미쳐 생활만족도를 저하시키는 경로가 한국 중장년층에게서 유의할 것”이란 논리적 귀결이 세워질 수 있으나, 위 영향 경로의 유의성 여부를 5060 세대 중점으로 탐색한 국내 연구가 아직 미비하다. Shim 등 (2024)에 의하면 삶 영역을 6개(건강, 여가, 대인관계, 가족관계, 소득·소비, 근로여건, 생활 환경)로 나눠 생활만족도 간의 관계를 분석했을 때 중장년층에게서 ‘건강’과 생활만족도 간의 영향력이 두 번째로 높음이 보고되었다. 이는 중장년층의 건강이 생활만족도 수준을 크게 좌우하므로, 이들의 생활만족도를 높이기 위한 사회적 담론에서 건강 이슈에 각별히 주목할 필요가 있음을 함의한다. 이에 현대의 건강 이슈 중 의료서비스 접근의 제한이 건강을 저해한다는(Ju et al., 2017; Kim, 2021; Lee, 2020; Stein et al., 2019) 미충족 의료경험에 초점을 두어, 중장년층을 대상으로 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향 관계를 탐색해보는 실증적 분석이 요구된다. 더불어 선행연구에서 우울이 높을수록 자아존중감이 떨어지거나(Yu & Cho, 2023) 정서적 교감이 저하되면서(Kim & Jo, 2024) 생활만족도 수준이 감소한다는 경로가 밝혀진 바 있다. 이는 우울이 생활불만족에 유의한 영향을 미치는 선행변수라는 해석이 도출되는데(Kim & Jo, 2024; Yu & Cho, 2023), 5060 세대가 타 연령대보다 정신건강 취약성이 높은 실태를 고려하면 미충족 의료경험이 중장년층 생활불만족에 영향을 미치는 경로에서 우울 변수가 두 관계를 매개할 수 있을 것이라 예측된다. 따라서 우울이 중장년층의 미충족 의료경험과 생활불만족 사이에 나타내는 매개효과의 영향력을 검증하고 이와 관련한 논의를 형성해 나갈 필요가 있다.

기존 연구현장에서는 ‘미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향(Ju et al., 2017; Lee, 2020)’이나 ‘우울이 생활불만족에 미치는 영향(Kim & Jo, 2024; Yu & Cho, 2023)’이 각각 독립적으로 분석됨으로써, 미충족 의료경험이 우울을 매개로 생활불만족에 미치는 영향을 통합적으로 분석한 국내 연구는 미진했다. 이는 오늘날 한국의 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 수준이 높아 이와 관련한 깊은 주목이 요구되는 현실이나, 미충족 의료경험과 생활불만족의 영향 관계에서 우울의 매개효과에 대한 정보가 충분히 제공되지 못했기에 관련 연구가 필요한 실정임이 시사된다. 이에 본 연구는 분절적 탐구에 머물던 기존 연구의 한계점을 보완하여 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향과 그 관계에서 우울의 매개효과를 통합적으로 분석해보고자 한다. 이는 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 세 변수 간 영향 관계에 대한 정보가 부족했던 연구현장에 기초자료를 제공할 것이다. 더불어 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 모두가 한국 중장년층에게서 심각하게 나타나는 사회문제임에도 불구하고 위 문제의 주체인 중장년층을 대상으로 학술적 논의를 활발하게 이룬 연구 또한 희박했다. 이러한 점에서 그동안 의료 및 정신건강 관련 사회적 관심이 부재했던 중장년층을 대상으로 보건 문제를 탐색하는 본 연구는, 과거 한국 경제성장의 주역인 5060 세대 중장년층들의 신체적, 정신적 건강증진과 삶의 질 향상을 도모하는 정책 마련에 유용한 정보가 될 것이다. 본 연구로 탐색하고자 하는 분석 모형 개념을 시각화하면 [Figure 1]과 같다.

[Figure 1]

Research conceptual diagram

Ⅱ. 연구방법

1. 연구가설

본 연구는 중장년층의 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향을 파악함과 동시에 미충족 의료경험과 생활불만족 간 영향 관계에서 우울이 매개효과를 나타내는지 검증하는 것에 목적이 있다. 선행연구 탐색을 통해 “중장년층이 겪는 미충족 의료경험은 우울을 매개하여 생활불만족을 높일 것이다”라는 기초 가설을 세울 수 있었다. 이에 연구 목적과 기초 가설을 바탕으로 본 연구를 통해 규명하고자 하는 연구가설을 다음과 같이 수립하였다.

H₁. 중장년층의 미충족 의료경험은 생활불만족에 정적(+) 영향을 미칠 것이다.
H₂. 중장년층의 미충족 의료경험은 우울에 정적(+) 영향을 미칠 것이다.
H₃. 중장년층의 미충족 의료경험과 생활불만족의 관계에서 우울은 정적(+) 매개효과를 나타낼 것이다.

2. 분석자료 및 연구대상

본 연구는 Korea Institute for Health and Social Affairs [KIHASA]에서 2019년 7월부터 8월까지 수행한 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」를 분석자료로 활용하였다. 이 조사는 5060 세대 신중년의 안정적인 노후 생활 정착지원 정책 수립에 필요한 기초자료를 수집하기 위하여 대면 면접으로 진행된 일회성 단일 횡단조사 데이터다. 본 조사는 중장년층이 세대 전환으로 직면한 생활, 가치관 등의 변화를 다각적으로 파악하도록 이들의 생활실태 영역을 가족·사회관계 및 부양의 교환, 노후 가치관 및 정책인지도, 건강상태, 사회참여, 경제활동, 경제상태 등으로 세분화하여 조사하였다. 이 가운데에는 중장년층의 미충족 의료경험, 우울, 생활만족도 요인들까지 모두 조사되었기에 본 연구에 매우 적합한 자료다.

「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」는 조사 시점인 2019년 7월 기준, 만 50~69세에 해당하는 전국의 중장년층 국민 4,006명을 대상자로 삼아 조사를 수행했다. 본 연구에서는 해당 실태조사에 참여했던 전체 조사자 중, 미충족 의료경험 여부를 물은 질문에 ‘병·의원 치료 또는 검사가 필요한 적이 없었다’로 응답한 조사자 639명은 의료 요구가 없는 것으로써 미충족 의료에 정의되는 경우가 아니라고 판단되어 명확한 변수 개념을 위해 분석에서 제외하였다. 이어 무응답 결측값 7명도 더 제외함으로써 남녀 중장년층 총 3,360명을 최종 연구대상으로 삼았다.

3. 변수 선정과 설계

1) 독립변수: 미충족 의료경험

본 연구의 독립변수인 ‘미충족 의료경험’은 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」에서 중장년층의 건강 문제에 따른 치료·검사 수혜 여부를 묻는 문항을 바탕으로 측정하였다. 실태조사에 따르면 “귀하께서는 지난 1년간, 병·의원/치과 치료 또는 검사를 받아 볼 필요가 있으나 받지 못한 적이 한 번이라도 있었습니까?”라는 질문에 <병·의원>과 <치과> 영역별로 ‘①예, 받지 못한 적이 한 번이라도 있었다’, ‘②아니오, 받지 못한 적이 한 번도 없었다’, ‘③병·의원 치료 또는 검사가 필요한 적이 없었다’ 응답 중 하나를 선택하도록 구성되어 있었다. 본 연구는 ③번 응답자 전원을 분석에서 모두 제외하였기에, ①번 응답은 ‘1’, ②번 응답은 ‘0’으로 먼저 코딩을 변경한 후, <병·의원>과 <치과> 둘 중 한 영역 이상 ‘1’로 응답된 경우에는 ‘미충족 의료경험 있음=1’, 두 영역 모두 ‘0’으로 응답된 경우에는 ‘미충족 의료경험 없음=0’으로 재코딩을 실시하였다.

2) 종속변수: 생활불만족

본 연구의 종속변수인 생활불만족은 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」에서 중장년층의 생활 영역별 만족도를 묻는 리커트 척도 문항으로 측정하였다. 실태조사에서는 조사 대상 생활 영역을 9개(경제상태, 건강상태, 근로활동, 여가활동, 부모와의 관계, 배우자와의 관계, 자녀와의 관계, 친구·이웃과의 관계, 전반적인 삶)로 분류한 후, 각 항목별로 ‘매우 만족한다=1’, ‘만족한다=2’, ‘보통이다=3’, ‘만족하지 않는다=4’, ‘전혀 만족하지 않는다=5’까지 5점 척도 내에서 응답하도록 구성되었다. 본 연구에서는 각 문항의 응답값을 총 합산해 연속형 변수로 측정하였다. 이때 생활불만족의 총점 범위는 9점~45점 사이며, 점수가 높을수록 생활불만족이 높음으로 해석한다. 생활불만족의 척도 신뢰도 Cronbach’s alpha값은 .824으로서 본 변수 측정문항 간 내적 일관성 신뢰도가 높은 것으로 확인되었다.

3) 매개변수: 우울

본 연구의 매개변수인 우울은 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」에서 중장년층의 정신건강을 묻는 리커트 척도 문항을 바탕으로 측정하였다. 위 실태조사에서는 CES-D(Center for Epidemiology Studies Depression Scale)를 10문항으로 축약한 설문을 활용해 우울이 측정되었다. 지난 한 주 간 경험한 우울 관련 감정적, 행동적 증상을 묻는 10개 질문에 ‘잠깐 그런 생각이 들었거나 그런 생각이 들지 않았음=1’, ‘가끔 그런 생각이 들었음=2’, ‘자주 그런 생각이 들었음=3’, ‘항상 그런 생각이 들었음=4’와 같이 4점 척도 내에서 응답하도록 구성되어 있었다. 본 연구에서는 우울 증상과 반대되는 감정, 행동을 측정한 문항 2개(지난 일주일간 비교적 잘 지내셨다고 생각하십니까?, 지난 일주일간 큰 불만 없이 생활하셨다고 생각하십니까?)의 응답 방향을 역코딩 한 후, 각 문항의 응답값을 총 합산해 연속형 변수로 측정하였다. 이때 우울 총점 범위는 10점~40점 사이며 점수가 높을수록 우울이 높음으로 해석한다. 우울의 척도 신뢰도 Cronbach’s alpha값은 .835로서 본 변수 측정문항 간 내적 일관성 신뢰도가 높은 것으로 확인되었다.

4) 통제변수

본 연구의 통제변수는 선행연구(Hong & Lim, 2022; Kang & Jung, 2020) 탐색을 통해 인간의 생활불만족에 유의한 영향을 미치는 것으로 확인된 성별, 연령, 혼인상태, 학력, 경제활동, 주관적 건강상태, 소득, 거주지역 총 8개를 연구모형에 투입하였다. 성별은 ‘남성=0’, ‘여성=1’로 그룹화하고 연령은 연속형 변수로 측정했다. 혼인상태는 ‘미혼=0’, ‘기혼=1’, ‘이혼/별거/사별=2’, 학력은 ‘고졸 이하=0’, ‘대졸 이상=1’, 경제활동은 ‘비근로=0’, ‘근로=1’로 더미화 하였다. 주관적 건강상태는 ‘매우 나쁨=1’부터 ‘매우 좋음=5’까지 5단계로 구분하였다. 더불어 소득은 원 데이터에서 연간 총 가구소득으로 측정되어 있던 값을 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」 연구진이 발간한 연구보고서(Hwang et al., 2019)에서 제시된 소득 측정법에 기반하여 기존 응답값에 12를 나눈 월평균 소득을 기준 삼아 연속형 변수로 재코딩하여 측정하였다. 끝으로 거주지역은 ‘도시=0’, ‘지방=1’로 더미화 하였다.

4. 자료분석 방법

본 연구는 SPSS Statistics V.29와 SPSS PROCESS macro V.4.2를 활용하여 다음과 같은 자료분석을 수행하였다. 먼저 연구대상자의 인구사회학적 특성을 확인하기 위한 빈도분석과 주요 연구변수 특성을 파악하기 위한 기술통계분석을 수행했다. 이후 연구대상자의 인구사회학적 특성에 따른 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 수준의 차이를 검증하기 위하여 카이제곱 검정, 독립표본 T-검정, 일원배치분산분석을 실시하였다. 또한 연구변수 간 상관성 및 다중공선성 여부를 확인하기 위해 Pearson 상관관계분석을 수행하였다. 이어 5060 세대 중장년층의 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향에서 우울의 매개효과를 검증하고자 다중회귀분석과 위계적 선형회귀분석을 수행했다. 마지막으로 우울이 미충족 의료경험과 생활불만족의 관계에서 나타내는 매개효과의 유의성 및 효과성을 확인하기 위하여 Bootstrapping을 5,000회로 설정한 후 SPSS PROCESS macro의 Model 4를 입력하여 매개모형 검증을 실시하였다.

5. 윤리적 고려

본 연구에서는 KIHASA (2019)가 제공한 이차자료 데이터인 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」를 활용하였다. 이 데이터는 Korea Institute for Health and Social Affairs 기관 내 자체 연구윤리 심의를 거쳐 IRB 승인을 받은 자료다(승인번호: 제2019-046호). 이에 위 자료를 기반으로 한 본 연구는 연구윤리를 준수했음을 밝힌다.

Ⅲ. 연구결과

1. 연구대상자의 인구사회학적 특성 및 주요변수 기술통계

본 연구대상자의 인구사회학적 특성과 주요변수 기술통계를 분석한 결과 <Table 1>과 같이 나타났다. 성별은 남성과 여성 분포가 거의 비슷한 가운데 여성이 1,712명(50.9%)으로 더 많았다. 연구대상자의 평균 연령은 58.27세였으며 혼인상태는 기혼이 2,917명(86.8%)으로 가장 많이 나타났다. 또한 학력은 고졸 이하가 2,743명(81.6%), 대졸 이상이 617명(18.4%)으로 고졸 이하가 더 많았고, 경제활동의 경우 비근로가 781명(23.2%), 근로가 2,579명(76.8%)으로 연구대상자 대부분은 경제활동을 하는 것으로 확인되었다. 주관적 건강상태는 좋다고 응답한 경우가 가장 많았으며(1,801명, 53.6%), 끝으로 소득은 월 가구소득 기준 평균 416.36만 원인 것으로 밝혀졌고, 거주지역은 도시 거주자가 2,675명(79.6%)으로 가장 많았다.

Characteristics of research participantsTotal=3,360

이어 주요 변수를 살폈을 때 미충족 의료경험은 전체 연구대상자 중 235명(7.0%)이 있다고 밝혔으며, 이들의 우울은 13.20(SD=3.73), 생활불만족은 20.31(SD=3.87)로 나타났다. 또한 우울과 생활불만족의 왜도(Skewness)와 첨도(Kurtosis)를 살핀 결과 우울의 왜도는 1.67, 첨도는 3.37로, 생활불만족의 왜도는 0.33, 첨도는 0.28로 나타났다. 이에 왜도의 절댓값이 3, 첨도의 절댓값이 10을 초과하지 않아 우울과 생활불만족은 회귀분석을 위한 변수 분포 정규성에 적합함이 확인되었다.

2. 인구사회학적 특성에 따른 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 수준 차이 검증

본 연구대상자들의 인구사회학적 특성에 따른 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 수준의 차이를 검증하고자 카이제곱 검정, 독립표본 T-검정, 일원배치분산분석을 실시하였다. 이때 본 분석을 위하여 연속형 변수로 측정되었던 연령과 소득은 범주형 변수로 재코딩 작업을 진행했다. 연령은 만 50세~59세일 경우 ‘50대=0’, 만 60세~69세일 경우 ‘60대=1’로 더미화 하였다. 또한 소득은 기초생활수급자 선정 기준을 참고하여 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」 수행 시점이었던 2019년도 가구원 수 별 중위소득의 50% 이하인 집단은 ‘저소득=0’, 50% 이상인 집단은 ‘고소득=1’로 더미화 하였다.

분석결과는 <Table 2>와 같다. 먼저 미충족 의료경험은 카이제곱 검정을 실시했을 때 혼인상태, 경제활동, 주관적 건강상태, 소득에서 유의한 차이를 보였다. 즉, 미혼 집단이 기혼, 이혼/별거/사별 집단보다 미충족 의료경험을 더 겪었고(χ²=33.839, p<.001), 비근로 집단이 근로 집단보다 미충족 의료경험이 더 많은 것으로 확인되었다(χ²=4.425, p<.05). 또한 주관적 건강상태가 부정적인 집단이 긍정적인 집단에 비해(χ²=42.684, p<.001), 저소득 집단이 고소득 집단보다(χ²=12.910, p<.001) 미충족 의료경험 빈도가 더 높음이 확인되었다.

Verification of differences in the level of experience of unmet healthcare, depression, and life dissatisfaction according to demographic and sociological characteristics

이어 우울과 생활불만족은 독립표본 T-검정과 일원배치분산분석을 수행했다. 우울에서 집단 간 우울 수준 차이가 유의미하게 나타난 변수는 혼인상태(F(2, 3,356)=58.959, p<.001), 경제활동(t=6.212, p<.001), 주관적 건강상태(F(4, 3,354)=79.903, p<.001), 소득(t=4.764, p<.001), 거주지역(t=5.116, p<.001)으로 확인되었다. 분석결과 미혼 집단의 우울 수준(Mean=15.62, SD=5.12)이 기혼, 이혼/별거/사별 집단보다 더 높았고, 경제활동은 근로 집단(Mean=12.94, SD=3.36)보다 비근로 집단(Mean=14.05, SD=4.64)의 우울이 더 높았다. 주관적 건강상태는 매우 나쁘다고 인지하는 중장년층의 우울이 평균 18.08점(SD=5.90)으로 타 집단들보다 가장 높았으며, 소득은 저소득 집단(Mean=13.75, SD=4.20)이 고소득 집단(Mean=13.00, SD=3.52)보다 더 높은 우울을 보였다. 끝으로 거주지역은 도시 거주 집단이 평균 13.36점(SD=3.78)으로서 지방 거주 집단보다 우울이 높게 나타났다.

생활불만족은 모든 인구사회학적 특성에서 집단 간 유의미한 차이가 발견되었다. 성별의 경우 남성 집단(Mean=20.57, SD=3.92)이 여성 집단보다 생활불만족 수준이 더 높았고(t=3.908, p<.001), 연령에서는 60대 집단보다 50대 집단의 생활불만족(Mean=20.48, SD=3.84)이 더 높은 것으로 나타났다(t=3.496, p<.001). 혼인상태에서는 기혼 집단(Mean=20.45, SD=3.85)이 미혼, 이혼/별거/사별 집단보다 더 높은 생활불만족을 보였고(F(2, 3,356)=16.257, p<.001) 학력은 고졸 이하 집단이 평균 20.39점(SD=3.88), 대졸 이상 집단이 평균 19.94점(SD=3.81)으로서 생활불만족이 더 높은 집단은 고졸 이하였다(t=2.627, p<.01). 또한 경제활동에서는 근로 집단(Mean=20.84, SD=3.74)이 비근로 집단보다 생활불만족이 더 높았고(t=-14.924, p<.001), 주관적 건강상태는 매우 나쁘다고 인지하는 집단의 생활불만족이 평균 23.40점(SD=4.31)으로 가장 높음이 분석되었다(F(4, 3,354)=67.356, p<.001). 끝으로 소득은 저소득 집단(Mean=20.97, SD=4.32)이 고소득 집단보다(t=5.642, p<.001), 거주지역은 도시 거주 집단(Mean=20.41, SD=3.89)이 지방 거주 집단보다(t=3.111, p<.001) 생활불만족이 더 높다는 결과가 검증되었다.

3. 변수 간 상관관계

본 연구에 투입된 변수들 중 서열형, 연속형 변수에만 한정하여 변수 간 상관관계 분석을 실시하였고 그 결과는 <Table 3>과 같다. 본 분석에 투입된 변수들의 상관계수 r값은 -.272~.263으로 나타나 r값이 .8을 넘지 않았기에 통계상 다중공선성 문제가 없는 것으로 검증되었다. 끝으로 본 연구의 종속변수인 생활불만족은 분석에 투입된 모든 변수(연령: r=-.076, 주관적 건강상태: r=-.272, 소득: r=-.084, 우울: r=.263)와 p<.05 내에서 유의미한 상관관계를 가진다는 점이 분석되었다. 이 중 생활불만족과 정적(+) 상관관계를 가진 변수는 우울 하나였고, 나머지 연령, 주관적 건강상태, 소득은 생활불만족과 부적(-) 상관관계를 가짐이 확인되었다.

Correlation between research variables

4. 매개효과 검증

5060 세대 중장년층의 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향에서 우울의 매개효과를 검증하기 위해 통제변수를 투입한 상태에서 다중회귀분석과 위계적 회귀분석을 실시하였다. 본 연구는 Baron과 Kenny (1986)가 제시한 매개 회귀분석 접근법에 근거해 총 세 단계로 회귀분석을 실시한 가운데, 1단계는 독립변수(미충족 의료경험)→매개변수(우울), 2단계는 독립변수(미충족 의료경험)→종속변수(생활불만족), 3단계는 독립변수(미충족 의료경험)/매개변수(우울)→종속변수(생활불만족) 순서로 적용하였다. 이때 각 매개효과 검증 단계 별 분석모델 회귀계수 파악에 활용된 추정식(estimation equation)은 아래와 같다.

Model 1. M = 𝑖₁ + 𝑎X + ϵ₁
Model 2. Y = 𝑖₂ + 𝑐X + ϵ₂
Model 3. Y = 𝑖₃ + 𝑐´X + 𝑏M + ϵ₃

여기서 X는 독립변수, M은 매개변수, Y는 종속변수를 의미하며 𝑖는 각 Model 별 상수, 𝑎는 Model 1에서의 독립변수 비표준화 회귀계수, 𝑏는 Model 3에서의 매개변수 비표준화 회귀계수이고, 𝑐는 독립변수가 종속변수에 미치는 총효과(total effect) 비표준화 회귀계수, 𝑐´(𝑐 prime)은 매개변수가 포함된 상태에서 독립변수가 종속변수에 미치는 직접효과(direct effect) 비표준화 회귀계수를, 끝으로 ϵ는 각 Model 별 표준화 오류를 뜻한다. 특별히 매개효과 검증과정 중 Model 3 분석 시 독립변수가 종속변수에 미치는 영향력 크기가 𝑐보다 𝑐´에서 감소함과 동시에 𝑐´이 유의하면 부분매개(partial mediate)한다 보고, 유의하지 않으면 완전매개(perfect mediate)한다고 해석한다(Baron & Kenny, 1986). 이에 상기 추정식에 따라 수행한 회귀분석 결과는 다음과 같다.

1) 미충족 의료경험이 우울에 미치는 영향

독립변수인 미충족 의료경험이 매개변수인 우울에 미치는 영향을 확인하기 위해 다중회귀분석을 수행한 결과 <Table 4>와 같이 나타났다. 먼저 회귀분석 모델의 r²값은 .109로서 ‘미충족 의료경험→우울’분석 모형의 설명력은 10.9%로 검증되었으며, 연구모형 적합도 f값은 45.677(p<.001)로서 본 모형은 통계적으로 유의함이 확인되었다. 분석모델에 투입된 모든 변수 VIF 값은 1.016~1.151 사이로 나타남으로써 10을 넘지 않았기에, 변수 간의 다중공선성 문제는 없음이 발견되었다. 분석결과에 따르면 통제변수 중에는 성별(β=-.018, p<.001), 혼인상태(β=.058, p<.01), 학력(β=.008, p<.001), 주관적 건강상태(β=-.229, p<.001), 소득(β=-.070, p<.001), 거주지역(β=-.083, p<.001)이 우울에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 중장년층은 남성일수록, 이혼/별거/사별을 경험할수록, 대졸 이상일수록, 주관적 건강상태가 나쁠수록, 소득이 낮을수록, 도시에 거주할수록 우울 수준이 높았다. 또한 독립변수 미충족 의료경험 역시 우울에 유의미한 정적(+) 영향을 미침이 확인되었다(β=.135, p<.001). 이로써 5060 세대 중장년층은 미충족 의료경험에 직면할수록 우울 수준이 높아진다는 결과가 도출되었다.

Mediating effect of depression on the impact of experience of unmet healthcare on life dissatisfaction

2) 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향에서 우울의 매개효과

독립변수인 미충족 의료경험이 종속변수인 생활불만족에 미치는 영향 관계에서 우울의 매개효과를 검증하기 위하여 위계적 선형회귀분석을 실시하였으며, 그 결과는 <Table 4>와 같이 나타났다. 이때 Model 2는 우울 변수가 미포함 된 상태에서 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향을 분석한 것이며, Model 3은 우울 변수를 포함한 상태에서 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향을 검증한 것임을 밝힌다.

먼저, Model 2의 r²값은 .210으로서 Model 2 모형 설명력은 21.0%로 나타났다. 더불어 연구모형 적합도 f값은 99.148(p<.001)로서 Model 2 모형은 통계상 유의하며 본 모형에 투입된 변수들의 VIF값은 1.016에서 1.151 사이로 나타남으로써 10을 넘지 않았기에 다중공선성 문제는 없음이 확인되었다. 통제변수 중에는 연령(β=-.097, p<.001), 혼인상태(β=-.050, p<.01), 학력(β=-.039, p<.05), 경제활동(β=.326, p<.001), 주관적 건강상태(β=.-338, p<.001), 소득(β=-.088, p<.001), 거주지역(β=-.083, p<.001)이 생활불만족에 유의한 영향을 미쳤다. 즉, 중장년층의 연령이 낮을수록, 미혼일수록, 고졸 이하 일수록, 경제활동을 할수록, 주관적 건강상태가 나쁠수록, 소득이 낮을수록, 도시에 거주할수록 생활불만족이 높다는 결과를 얻었다. 또한 독립변수인 미충족 의료경험이 종속변수인 생활불만족에 유의한 영향을 미침으로써, 미충족 의료경험을 할수록 생활불만족이 높아진다는 정적(+) 관계가 검증되었다(β=.101, p<.001).

다음, Model 3의 r²값은 .250으로서 Model 3 모형 설명력은 25.0%로 확인되었다. 연구모형 적합도 f값은 111.425(p<.001)로서 Model 3 모형도 통계적 적합성을 보였다. 모든 변수의 VIF값은 1.030~1.161로서 10 미만으로 나타났기에 본 모형에서 다중공선성 문제는 발생하지 않는 것으로 확인됐다. 통제변수 중에는 Model 2와 동일하게 연령(β=-.087, p<.001), 혼인상태(β=-.062, p<.01), 학력(β=-.040, p<.01), 경제활동(β=.339, p<.001), 주관적 건강상태(β=-.289, p<.001), 소득(β=-.073, p<.001), 거주지역(β=-.065, p<.001)이 생활불만족에 유의미한 영향을 미쳤다. 이에 연령이 낮고, 미혼이며, 고졸 이하고, 경제활동을 하며, 주관적 건강상태가 나쁘고, 소득이 낮으며, 도시에 거주할 때 생활불만족이 높아진다는 결과가 확인되었다. 또한 미충족 의료경험은 Model 2와 동일하게 생활불만족에 정적(+) 영향을 유의하게 미쳤고(β=.073, p<.001), 매개변수인 우울도 생활불만족에 통계적으로 유의미한 영향을 미침으로써 중장년층이 우울할수록 생활불만족이 상승한다는 정적(+) 관계가 도출되었다(β=.210, p<.001).

Model 2, 3에서 획득된 회귀분석 결과에 따르면, Model 2에서는 21.0%였던 연구모형 설명력이 Model 3에서는 25.0%로 증가하였으며, Model 3의 독립변수에 대한 회귀계수 통계값 b, s.e, β 모두가 Model 2에서의 값을 초과하지 않았다. 이로써 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향에서 우울의 매개효과는 통계적으로 유의미하다는 결과가 분석되었다. 또한 독립변수→매개변수, 독립변수→종속변수, 매개변수→종속변수 영향 경로가 모두 유의했기에 우울은 미충족 의료경험과 생활불만족 사이에서의 부분매개효과를 가짐이 확인되었다. 이로써 5060 세대 중장년층의 미충족 의료경험은 생활불만족을 직접적으로 높임과 동시에, 우울을 매개하는 경로로도 생활불만족을 높이는 것으로 최종 검증되었다.

3) 우울 매개효과의 유의성 및 효과성

SPSS PROCESS macro V.4.2의 Model 4를 활용하여 중장년층의 미충족 의료경험과 생활불만족의 관계에서 우울이 발휘하는 매개효과에 관한 유의성 및 효과성을 검증하였고, 그 결과는 [Figure 2]와 같다. PROCESS macro 분석에서는 신뢰구간을 95%로 설정한 상태에서 5,000회의 Bootstrapping 반복 추출을 수행하였다. 미충족 의료경험이 우울을 매개로 생활불만족에 영향을 미치는 경로는, Bootstrapping의 95% 신뢰구간 내 BootLLCI가 .313, BootULCI가 .631로서 두 값 사이에 0이 포함되지 않아 우울의 매개효과는 통계상 유의미한 것으로 확인되었다. 또한 미충족 의료경험이 생활불만족에 영향을 미치는 총효과 1.532 중, 미충족 의료경험→생활불만족의 직접효과는 1.103, 미충족 의료경험→우울→생활불만족의 간접효과는 .429로서 직접효과가 더 크다는 결론이 도출되었다.

[Figure 2]

Significance and effectiveness mediating effect of depression

Ⅳ. 논의

본 연구는 5060 세대 중장년층의 미충족 의료경험이 생활불만족에 미치는 영향을 분석하고 그 과정에서 우울이 발휘하는 매개효과를 검증하고자 하였다. 이에 KIHASA (2019)의 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」를 활용하여 중장년층 3,360명을 대상으로 통계분석을 실시하였으며, 주요 연구결과를 기반으로 살펴 본 실천적·정책적 함의는 다음과 같다.

첫째, 미충족 의료경험과 생활불만족의 영향 관계에 대하여 위계적 선형회귀분석을 실시한 결과, 중장년층이 미충족 의료경험을 많이 할수록 생활불만족이 유의미하게 높아짐이 확인되었다(β=.101, p<.001). 특히 회귀분석 내 미충족 의료경험과 생활불만족 사이에서 보인 영향 회귀계수 값(β=.101)이 Model 2 투입변수 중 주관적 건강상태와 경제활동에 이어 생활불만족에 큰 영향을 주는 결과였다는 점에서, 타 연령층보다 유독 높은 것으로 보고되는 중장년층의 미충족 의료(Kim, 2023; Kim & Shin, 2021; Lee et al., 2023)는 5060 세대의 생활불만족 상승에 유의미한 주요 근원이 될 수 있다는 의미가 시사되었다. 또한 PROCESS macro를 통한 매개효과 검증을 통해, 중장년층의 생활불만족을 높이는 경로에서 미충족 의료경험의 직접효과가 더 크게 나타남이 검증되었다(B=1.103). 이는 미충족 의료경험이 건강 회복·증진의 기회를 박탈함으로써 신체 및 정신보건에 악영향을 초래하여 인간의 생활불만족을 높인다고 밝힌 Ju 등 (2017), Lee (2020) 등의 선행연구와 일치하며 연구가설 H₁을 지지하는 결과다. 더불어 이러한 결과는 중장년층의 생활불만족을 낮추려면 근본적으로 미충족 의료경험 문제가 해결될 필요가 있다는 해석이 도출된다. 중장년층 미충족 의료경험 문제는 개인의 노력만으로는 해결될 수 없기에 법적·제도적 지원체계 마련을 위한 정부의 노력이 필요하다(Kim, 2023; Kim & Lee, 2012; Kim & Shin, 2021). 이에 중장년층이 법적·제도적 보호망 안에서 의료서비스를 원활하고 지속적으로 이용할 수 있게 보건·의료 시스템의 정책 접근성 향상을 위한 의료행정 개선을 제언한다. 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」에서 탐색된 7대 미충족 의료 사유 중³⁾, “일(가사, 직장 등)이 바빠서, 시간이 없어서”가 59.6%, “비용이 부담되어서(경제적 이유)”가 26.3%로 응답률 최상위권을 차지했다(KIHASA, 2019). 현존하는 의료서비스와 정책들의 이용 불편점이 개선되지 않는다면 중장년층의 의료 접근성이 저하됨으로써 보건·의료 지원 정책은 무용지물이 되어 이들의 생활 개선에 기여되기 어려울 것이다(Kim & Lee, 2012; Kim & Shin, 2021; Kim et al., 2018). 이에 중장년층의 의료 접근성 향상을 통한 의료 미충족 문제 해결을 도모하려면 의료서비스 이용에 영향을 미치는 시간적, 비용적 장벽을 낮춤으로써 서비스 가용범위를 더 넓히는 개편을 거칠 필요가 있다. 대부분의 지역사회 1차 의료기관(병·의원, 보건소)은 18시(저녁 6시)경에 운영을 종료하는데, 이런 기관 운영행정은 근로 생활을 가장 많이 하는 연령대인 중장년층에게는 근로 중에는 병원 방문이 어렵고 퇴근 후에는 병원이 문을 닫기에 ‘중장년층의 시간 부족이 미충족 의료경험으로 연결’되는 악순환이 반복된다(KIHASA, 2019). 최근 들어 일부 보건·의료기관에서는 운영시간을 소폭 연장하거나 특정 요일에는 야간진료를 운영하는 등 기관 운영체제 개편을 시도하는 곳도 있다. 이런 노력이 사회 전반적으로 확대됨으로써 중장년층의 의료서비스 이용에 시간적 제한이 최소화될 수 있도록 지원해야 할 것이다.

또한 본 연구에서 카이제곱 검정을 통해 저소득 집단(9.6%)이 고소득 집단(6.0%)보다 미충족 의료경험을 더 많이 경험한다는 차이가 통계적으로 유의미한 관계를 보인 분석 결과(χ²=12.910, p<.001)를 볼 때, 중장년층의 미충족 의료 감소를 위한 경제적 부담 완화가 필수임이 해석된다. 이는 가계소득이 낮고 경제적 여건이 좋지 않을수록 보건·의료서비스 미충족률이 더 높다고 논한 선행연구(Huh & Lee, 2016)나 경제적 여유 부족이 최상위권 미충족 의료 원인이라 밝힌 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」(KIHASA, 2019)와 맥락이 일치하는 결과다. 과한 의료비 부담은 미충족 의료경험의 주요 요인으로 작용되는 가운데 저소득층에게는 이 영향이 더 클 것이다(Kim, 2023; Kim & Lee, 2012). 이에 의료 관련 경제적 부담을 최소화하려면 의료서비스 지출금을 감축하는 제도적 개선이 요구되며(Kim & Lee, 2012), 특히 빈곤층·차상위계층 중장년층이 의료서비스 수혜 권리로부터 박탈되지 않도록 저소득층 대상 의료 접근성 향상 지원 정책을 활발히 개발할 필요가 있다. 그러므로 정부 및 보건·의료기관에서는 ‘의료급여’와 같이 소득 하위계층을 대상으로 한 국가 의료비 지원사업을 더 확충해야 할 것이며, 이때 사업 신청 및 선정 자격도 완화하여 더 많은 저소득 중장년층들에게 의료서비스를 폭넓게 지원할 것을 촉구한다.

둘째, 다중회귀분석을 통해 미충족 의료경험이 우울에 정적(+) 영향을 미침이 확인됐다(β=.135, p<.001). 이는 미충족 의료경험이 의료서비스 접근성 제한으로 만성적인 건강 위험을 초래하며 회복되지 못한 신체질환이 정신질환 취약성으로 이어진다고 논한 선행연구 Stein 등 (2019), Kim (2021) 등과 일치하고 연구가설 H₂를 지지하는 결과로 해석된다. 더불어 미충족 의료경험과 우울의 영향 관계 회귀계수(β=.135)가 Model 1 투입변수 중 두 번째로 높은 값으로서 최상위권 영향력을 발휘한다고 밝혀진 점은, 중장년층의 우울이 전 연령대에서 매우 높은 수준이라 보고되는 실태(MOHW, 2021)를 사료할 때 상기 선행연구(Kim, 2021; Stein et al., 2019)에서 논한 이론적 원리가 5060 중장년층 세대에서 더 강하게 작용된다는 해석 역시 도출이 가능하다. 미충족 의료경험과 우울 간의 영향 관계 경로가 통계적으로 유의하게 나타난 분석 결과는 인간의 정신건강 위험 완화를 위해서는 신체-정신질환(psychosomatic disease) 상호작용 메커니즘에 기반해 개인이 겪는 신체 건강 문제의 예방과 해결을 도모할 개입 전략을 동시에 수립할 필요가 있다(Kim, 2021; Stein et al., 2019)는 함의가 고찰된다. 이는 곧 한국 사회가 5060 세대 중장년층의 미충족 의료경험을 우울 유발 요인으로 주목하고, 이를 해소해가는 노력이 강구되어야 함을 의미한다(Kim, 2023; Kim & Shin, 2021; Lee et al., 2023). 이에, 미충족 의료경험이 우울로 가는 경로 사이에서의 중장년층 취약군을 신속히 선별하여 신체질환, 정신질환 취약성을 체계적으로 관리할 것을 제언한다. 이를 위해서는 중장년층 중점으로 질병 및 의료서비스 이용실태, 미충족 의료경험 현황, 우울 위험성 등을 미시적, 거시적으로 측정할 지표를 개발함으로써 관련 데이터를 구축하는 작업이 요구된다. 이는 중장년층의 미충족 의료경험과 정신건강 위험 수준을 예측, 진단할 수 있고 실천적·정책적 개입을 수행하는 데에 기초자료가 될 수 있다(Kim, 2023; Yang, 2023).

더 나아가 카이제곱 검정 결과에 따르면 미혼(14.6%, χ²=33.839, p<.001), 비근로(8.7%, χ²=4.425, p<.05), 저소득(9.6%, χ²=12.910, p<.001) 등의 특성을 가진 중장년층 집단이 미충족 의료경험을 많이 한다는 점이 밝혀진 바 있다. 이는 5060 세대 중장년층의 경우 미혼으로 배우자가 없으며, 일자리가 없고, 가구소득이 낮을 때 미충족 의료가 높다는 경향을 밝힌 Kim (2023)의 연구와 일치함과 동시에, 개인이 가진 인구사회학적 특성이 취약할수록 미충족 의료경험이 더 높아진다는 논리(Kim, 2023; Kim & Shin, 2021)가 지지되는 결과다. 이는 즉, 지역사회 내 보건·의료기관은 의료 미충족 위험성이 잠재된 중장년층 집단을 발굴하여 이들의 보건·의료서비스 접근에 대한 평등성을 보장할 최선의 의료적 개입을 수행해야 한다는 함의가 해석된다. 개인에게 필요한 의료서비스를 적절히 받지 못하는 의료 미충족은 건강 불평등을 야기하여 건강상태를 낮추고, 악화된 건강은 정신건강을 피폐하게 만든다(Kim, 2021; Yang, 2023). 따라서 ‘신체와 정신은 상호 간 건강 영향력이 공유된다’는 특성을 고려하여 보건 향상과 건강증진이 필요한 중장년 의료취약 계층을 의료진에게 신속히 연결하는 포괄적인 의료 접근을 지원하기 위한 국가적 노력을 기울일 것을 촉구한다. 예컨대 경상북도 포항시는 2024년 중하반기부터 거동이 어려운 노년이나 중장년 기초생활수급자·소득 차상위 집단 등의 의료 취약계층을 대상으로 의료팀이 가정에 방문하여 무료로 의료 케어를 제공하는 ‘찾아가는 의료서비스’를 추진한다(Song, 2024). 이와 같이 의료서비스 사각지대를 최소화하는 건강 형평성 증진 정책들을 활발히 추진하고, 정책 수혜대상 범위도 폭넓게 확장할 것을 주장한다. 이때 정책 추진대상 지역의 의회, 행정복지센터, 복지관, 병원 등과 협력해 인구사회학적 특성에 기반한 중장년층 분포와 지역 의료자원 현황 등의 정보를 먼저 파악한 후, 이를 기반으로 중장년층 의료 미충족을 초래하는 보건·의료 공백을 보완할 정책을 구축한다면 효과성이 더욱 클 것이다(Kim, 2023; Lee, 2020). 이러한 노력이 더해질 때 중장년층의 신체건강이 증진되고 정신건강을 저해하는 우울 위험도 낮출 수 있을 것이다.

셋째, 위계적 선형회귀분석을 통해 미충족 의료경험이 5060 세대 중장년층의 생활불만족에 미치는 영향에서 우울이 유의미한 정적(+) 매개효과를 가짐이 확인되었다(β=.210, p<.001). 더불어 매개변수인 우울이 생활불만족에 나타낸 영향계수(β=.210)는 Model 3에서 중장년층 생활불만족에 세 번째로 큰 영향을 미치는 상위 값임이 확인되었다. 이는 한국 국민 중 5060 세대의 생활불만족 수준이 가장 높음(Shim et al, 2024)을 고려할 때 우울이 중장년층의 생활불만족을 높이는 데에 중대한 영향력을 갖는 한편, 미충족 의료경험이 건강행동에 악영향을 미쳐 개인 건강이 쇠퇴됨에 따라 우울 수준을 높이고, 우울은 자신의 전반적인 생활 영역을 부정적으로 왜곡해 생활불만족을 높인다고 설명한 선행연구 Kim (2021), Yang (2023), Yu와 Cho (2023), Kim과 Jo (2024) 등과 일맥상통하며 연구가설 H₃을 지지하는 결과로 해석된다. 우울 매개효과가 통계적으로 유의하게 검증된 분석 결과는, 중장년층의 생활불만족을 높이는 경로에서 미충족 의료경험의 직접효과를 넘어 우울의 간접 매개효과를 거쳐도 그 영향력이 유의하므로, 이들의 생활불만족을 낮추려면 미충족 의료 문제 해소와 더불어 우울 완화 노력도 기울여야 한다는 의미로 도출된다. 중장년층은 세대 전환에 따른 다양한 생활변화에 직면하는 연령층으로, 이들이 경험하는 변화들은 대부분 부정적이다(Hong & Lim, 2022; Kang et al., 2020). 예컨대 신체 기능 감퇴, 노화로 인한 생물학적 변화, 자녀의 성장 및 독립, 이혼, 사별로 인한 가족생활 변화, 정년 만기로 인한 퇴직 등 직장생활 변동에 따른 사회적·경제적 지위 변화 등에 놓이게 된다(Hong & Lim, 2022; Kim & Jo, 2024; Yu & Cho, 2023).

이와 같이 생애주기 특성상 불가피하게 받아들여야 하는 변화들이 부정적이다 보니 중장년층은 고립감, 위축감을 비롯한 심리·정서 문제에 쉽게 노출되고, 우울 등의 정신건강 위험을 겪게 되며 생활불만족까지 높아진다(Kim & Jo, 2024; Yang, 2023). 여러 연구와 통계에서도 중장년층이 타 연령층보다 우울 수준이 높다고 보고되고 있다(Jeong & Lee, 2017; MOHW, 2021; Yang, 2023). 이 가운데 본 연구에서 독립표본 T-검정과 일원배치분산분석으로 중장년층 우울 특성을 살필 때 미혼(F(2, 3,356)=58.959, p<.001), 비근로(t=6.212, p<.001), 부정적인 주관적 건강상태(F(4, 3,354)=79.903, p<.001) 저소득(t=4.764, p<.001), 도시 거주(t=5.116, p<.001) 중장년층의 우울 수준이 높다는 결과가 도출된 바 있다. 이러한 결과는 중장년층의 생활 특성에서 나타나는 고유한 정신건강 취약점에 기반하여 이들의 우울 문제 예방과 개선을 도모하는 차별화 된 지원이 요구됨을 함의한다(Yang, 2023). 이에 5060 세대를 대상으로 한 심리검사·상담 프로그램, 우울 치료 서비스 등의 중장년층 맞춤형 정신건강 증진 전략을 구축 및 보급할 것을 제안한다. 특히 현재 국내 아동·청소년, 청년, 노인은 생애주기 특성을 반영한 정신건강 서비스가 지원되고 있으나, 중장년층을 전문으로 하는 정신건강 서비스는 부재하다는 실정(You, 2023)을 고려하여 후속 정신보건 현장은 이 한계점을 보완할 필요가 있다. 이에 관련 사업 수행 시, 중장년의 삶 실태를 명확히 파악한 후 이들의 생활 별로 특성화된 맞춤형 정신건강 서비스를 제공하여 5060 세대가 생·심리·사회적 변화에 적절히 대처함으로써 우울 위기를 건전하게 극복할 수 있도록 지원해야 할 것이다.

더불어 중장년층이 겪는 우울이 이들의 생활불만족으로 초래되는 악순환을 사전 예방하는 것 또한 매우 중요하다(Kim & Jo, 2024; Yu & Cho, 2023). 이에, 중장년층 정신건강 보호 및 생활만족감·웰빙 향상을 도모하기 위한 5060 세대 자조모임, 동료교류 프로그램을 활성화하여 이들에게 유대감 형성과 사회적 지지 강화 기회를 제공할 것을 제안한다. 그 예로서 중장년층을 필두로 사회공헌 활동에 함께 참여하는 자원봉사, 자신의 취미와 유사한 중장년층 집단과 문화 라이프를 교류하는 여가활동, 자신이 속한 지역사회의 이슈에 공통된 관심을 가진 중장년층끼리 공동체 연대 활동을 수행하는 사회참여 프로그램이 있다. 더불어 오늘날은 정보통신 기술의 발달로 스마트 IT 기기가 다양하게 보급되어 있으니 오프라인을 넘어 온라인 형태의 사회적 지지 프로그램을 구축하는 방안도 제안한다. 인간관계를 활용한 정서적 상호작용과 사회적 교감은 우울과 생활불만족을 낮추는 데에 도움을 줄 수 있다(Kim & Jo, 2024). 따라서 중장년층을 대상으로 지역사회 교류 지원프로그램을 구축하며 이들의 지속적인 소통을 돕고 삶의 활력을 도모하여 심리적 안정과 생활만족도가 향상될 수 있도록 적극 지원해야 한다. 이러한 노력들은 한국 경제발전의 토대를 다져 온 5060 세대 중장년층의 정신건강과 웰빙 증진에 기여될 것이다.

Ⅴ. 결론

본 연구는 한국이 OECD 국가 중 국민 생활만족도 수준 최하위권 국가로 지목된 실태를 반영하여 세대 격변에 따른 삶 전환에 크게 직면하는 5060 세대 중장년층을 대상으로 생활불만족 이슈를 탐색했다는 점에서 시사성이 있다. 특히 한국 중장년의 주요 고충 중 하나인 미충족 의료경험과 우울 문제를 중점으로 미충족 의료경험과 생활불만족과의 영향 관계를 탐색하고, 그 과정에서 우울 매개효과를 검증했다는 점은 큰 학술적 의의를 가진다.

다만 본 연구가 「신중년 생활실태 및 복지욕구 조사」라는 일회성 단일 횡단조사 데이터를 활용해 진행되었다 보니, 단 한 번 조사된 데이터로 도출시킨 연구결과 만으로는 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 간의 인과관계에 대한 변화를 명확히 설명하기 어렵다는 한계가 있다. 이에 후속 연구에서는 미충족 의료경험과 생활불만족의 관계, 미충족 의료경험과 생활불만족 간 관계에서 발휘되는 우울의 매개효과 등의 영향력이 시간 흐름에 따라 어떻게 변하는지에 대하여 그 변화 양상을 종단적으로 살필 것을 제언한다.

더불어 본 연구는 5060 세대의 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 수준이 높다는 현실을 고려해 위 변수별 영향 관계와 매개효과를 분석하는 데에 중장년층을 연구대상자로 선정하여 위 세 변수의 실태와 관계 양상을 파악했다. 다만 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족은 어느 연령대에서나 발생 가능한 이슈임을 고려할 때, 중장년층을 중심으로 수행된 본 연구 하나로 전 세대를 아울러 한국 국민의 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 실태와 변수 간 영향력을 일반화하여 해석하는 데에는 한계가 있다. 이에 미충족 의료경험과 생활불만족의 관계, 그 관계에서의 우울 매개효과 특성은 세대별로 상이한 양상을 보일 것으로 예측되는 바, 후속 연구에서는 미충족 의료경험, 우울, 생활불만족 관계를 타 연령층을 대상으로 조사해봄으로써 관련 이슈의 논의 범위를 확대해 볼 것을 제언한다.

상기 한계에도 불구하고 본 연구는 그동안 5060 세대 중장년층을 대상으로 한 미충족 의료경험의 악영향을 탐색한 연구가 미진하고, 미충족 의료경험과 생활불만족 관계에서 우울 매개효과를 총괄적으로 분석한 연구 또한 부족한 실정이기에 혁신적 함의를 갖는다. 따라서 본 연구는 향후 한국 중장년층의 신체적, 정신적 건강증진과 생활 만족에 기여할 후속 연구현장 및 건강 지원·보건 정책수립 현장에 유용한 기초정보를 제공할 것으로 기대한다.

Notes

1) 헌법 제10조 “모든 국민은 인간으로서의 존엄과 가치를 가지며, 행복을 추구할 권리를 가진다.”

2) OECD 회원국 38개국 이외 러시아, 브라질, 남아프리카 공화국 포함. 이를 제외해도 순위는 동일.

3) ①일(가사, 직장 등)이 바빠서, 시간이 없어서, ②건강에 관심이 없어서, ③비용이 부담되어서(경제적 이유), ④건강상의 이유로 방문이 어렵고 거동이 불편해서, ⑤정보(시설, 의사, 절차 등)가 부족해서, ⑥질병이 발견될까봐 두려워서, ⑦기타

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Variable	Category	n	(%)
Gender	Male	1,648	(49.1)
Gender	Female	1,712	(50.9)
Age	58.27±5.28
Marriage	Single	82	( 2.4)
	Married	2,917	(86.8)
	Divorce/seperation/breavement	361	(10.7)
Education	High school or below	2,743	(81.6)
Education	University or higher	617	(18.4)
Employment	Non working	781	(23.2)
Employment	Working	2,579	(76.8)
Self rated health	Very bad	37	( 1.1)
	Bad	336	(10.0)
	Normal	947	(28.2)
	Good	1,801	(53.6)
	Very good	238	( 7.1)
Income (per month)	416.36±316.25
Area	Metropolis	2,675	(79.6)
Area	Province	685	(20.4)
Experience of unmet healthcare	None experience	3,124	(93.0)
Experience of unmet healthcare	Have experience	235	( 7.0)
Depression	13.20±3.73 (Skewness: 1.67, Kurtosis: 3.37)
Life dissatisfaction	20.31±3.87 (Skewness: 0.33, Kurtosis: 0.28)

Variable	Category	Experience of unmet healthcare			Depression		Life dissatisfaction
Variable	Category	n(%) - None	n(%) - Have	χ²	Mean±SD	t/f	Mean±SD	t/f
Notes. * p<.05, p<.01, * p<.001
Gender	Male	1,535(93.1)	113( 6.9)	0.138	13.11±3.64	-1.248	20.57±3.92	3.908***
	Female	1,589(92.8)	123( 7.2)	0.138	13.28±3.80	-1.248	20.05±3.81	3.908***
Age	50 generation	1,955(93.3)	141( 6.7)	0.610	13.15±3.68	-0.950	20.48±3.84	3.496***
	60 generation	1,170(92.6)	94( 7.4)	0.610	13.28±3.81	-0.950	20.01±3.92	3.496***
Marriage	Single	70(85.4)	12(14.6)	33.839***	15.62±5.12	58.959***	18.98±3.46	16.257***
	Married	2,742(94.0)	175( 6.0)		12.94±3.46		20.45±3.85
	Divorce/seperation /breavement	313(86.7)	48(13.3)		14.78±4.73		19.43±3.94
Education	High school or below	2,550(93.0)	192( 7.0)	0.001	13.23±3.72	0.943	20.39±3.88	2.627**
	University or higher	574(93.0)	43( 7.0)	0.001	13.07±3.77	0.943	19.94±3.81	2.627**
Employment	Non working	713(91.3)	68( 8.7)	4.425*	14.05±4.64	6.212***	18.55±3.76	-14.924***
	Working	2,412(93.5)	168( 6.5)	4.425*	12.94±3.36	6.212***	20.84±3.74	-14.924***
Self rated health	Very bad	30(81.1)	7(18.9)	42.684***	18.08±5.90	79.903***	23.40±4.31	67.356***
	Bad	291(86.6)	45(13.4)		15.63±5.27		22.26±3.89
	Normal	871(91.9)	77( 8.1)		13.63±3.65		21.04±3.91
	Good	1,701(94.4)	100( 5.6)		12.47±2.97		19.77±3.57
	Very good	231(97.1)	7( 2.9)		12.81±3.84		18.20±3.75
Income	Low	808(90.4)	86( 9.6)	12.910***	13.75±4.20	4.764***	20.97±4.32	5.642***
	High	2,317(94.0)	149( 6.0)	12.910***	13.00±3.52	4.764***	20.06±3.66	5.642***
Area	Metropolis	2,491(93.1)	184( 6.9)	0.269	13.36±3.78	5.116***	20.41±3.89	3.111***
	Province	634(92.6)	51( 7.4)	0.269	12.59±3.44	5.116***	19.90±3.76	3.111***

	1	2	3	4	5
Notes. 1: Age, 2: Self rated health, 3; Income, 4: Depression, 5: Life dissatisfaction * p<.05, ** p<.01
1	1
2	-.155**	1
3	-.221**	.165**	1
4	.018	-.265**	-.113**	1
5	-.076**	-.272**	-.084**	.263**	1

Variable		Model 1 (Experience of unmet healthcare → Depression)			Model 2 (Experience of unmet healthcare → Life dissatisfaction)			Model 3 (Experience of unmet healthcare & Depression → Life dissatisfaction)
Variable		b	s.e	β	b	s.e	β	b	s.e	β
Notes 1. * p<.05, p<.01, * p<.001
Constant variable		19.886	0.857		29.932	0.837		25.596	0.879
Control variable	Gender	-0.133	0.128	-.018***	-0.145	0.126	-.019	-0.116	0.122	-.015
	Age	-0.034	0.012	-.049	-0.071	0.012	-.097***	-0.064	0.012	-.087***
	Marriage	0.613	0.178	.058**	-0.546	0.174	-.050**	-0.680	0.170	-.062***
	Education	0.072	0.165	.008***	-0.385	0.161	-.039*	-0.401	0.157	-.040*
	Employment	-0.541	0.154	-.061	2.984	0.151	.326***	3.102	0.147	.339***
	Self rated health	-1.053	0.079	-.229***	-1.613	0.077	-.338***	-1.383	0.077	-.289***
	Income	-0.001	0.000	-.070***	-0.001	0.000	-.088***	-0.001	0.000	-.073***
	Area	-0.770	0.153	-.083***	-0.795	0.149	-.083***	-0.627	0.146	-.065***
Independent variable	Experience of unmet healthcare	1.969	0.240	.135***	1.532	0.235	.101***	1.103	0.231	.073***
Mediating variable	Depression							0.218	0.016	.210***
r²		.109			.210			.250
∆r²					.210			.040
adjusted r²		.107			.208			.247
f		45.677***			99.148***			111.425***