서 론

대한민국은 전 세계에서 가장 빠른 속도로 고령화가 진행되고 있다. 2024년 기준 65세 이상 인구는 전체의 19.2%에 달하며, 2050년에는 약 40%를 넘어설 것으로 전망된다[1]. 기대 수명의 증가는 사회 발전의 긍정적 지표이지만, 그것이 곧 건강한 노화를 보장하는 것은 아니다. 2023년 기준, 자신의 삶에 만족하는 노년층의 비율은 29.9%로 청년(41.8%) 및 중장년(38%)에 비해 낮았다[2]. 또한 노인 인구의 약 11.3%가 우울 증상을 경험하고 있었고, 그 비율은 연령이 증가할수록 높아지는 경향을 보였다[3]. 특히 노인 자살률은 인구 10만 명당 42.2명으로 OECD평균(16.5명)의 두 배를 넘어 회원국 중 가장 높은 수준이다[4]. 최근 유엔 유럽경제위원회(United Nations Economic Commission for Europe, UNECE)는 노년층 정신건강의 높은 유병률을 지적하며, 이를 국제사회가 함께 대응해야 할 주요 아젠다로 제시하였다[5]. 이는 노년층의 정신건강 문제가 단지 개인의 차원을 넘어 국가적‧국제적 수준에서 다뤄져야 할 공공보건 과제임을 시사한다.

노년기 정신건강 문제는 생물학적 노화뿐만 아니라 은퇴, 사별 등의 주요 생애 사건과 이로 인한 심리ㆍ사회적 변화와 밀접하게 연관된다[6]. 특히 은퇴는 경제적 수입의 감소뿐만 아니라 일상 활동의 단절과 사회적 역할 상실이라는 복합적인 변화를 수반한다. 이는 자신이 더 이상 사회에 기여하지 못한다는 인식을 강화시키고 실존적 무의미감과 자아존중감 저하로 이어져, 결과적으로 우울 등 정신건강을 악화시킬 수 있다[7,8]. 또한 배우자나 가까운 친구의 사별 등과 같은 정서적 지지 체계의 상실도 삶의 질을 저하시키고 우울을 심화시키는 요인으로 작용할 수 있다[9]. 에릭슨의 심리사회적 발달이론에 따르면, 노년기는 ‘자아통합 대 절망(ego integrity vs. despair)’의 단계로, 삶을 성찰하고 수용하는 것이 핵심 과업이다. 이때, 개인이 생애를 긍정적으로 수용하고 의미를 부여한다면 자아통합을 이루게 되며, 이는 심리적 안녕의 기반이 된다. 반면, 삶에 대한 후회와 상실감이 지배적일 경우 절망감이 심화되고, 삶의 만족도 저하 및 정신건강 악화로 이어질 수 있다[10]. 이처럼 선행연구와 관련 이론은 노년기 정신건강을 증진시키기 위해 사회적 역할을 재정립하고, 관계망을 유지 및 확대하며, 삶의 의미를 발견할 기회를 제공하는 다차원적 접근이 필요함을 시사한다.

한편, 자원봉사 활동은 노년기 정신건강 증진을 위한 대표적 실천 자원 중 하나로 주목받고 있다[5]. 메타분석 연구에서는 자원봉사 참여가 우울 증상을 완화하고 삶의 만족도를 높이는 것으로 나타났으며[11], 73개 연구를 고찰한 연구에서도 우울감 감소, 주관적 건강 수준 향상, 기능 제한 및 사망률 감소 등과 일관된 연관성이 확인되었다[12]. 노년기 정신건강에 대한 여러 이론에서도 자원봉사 활동이 노인이 겪는 다양한 심리ㆍ사회적 어려움을 완화하고 정신건강을 증진하는 효과적 수단이 될 수 있음이 시사된다.

활동이론(activity theory)에 따르면 노년기에 사회적ㆍ신체적 활동과 사회적 역할을 지속하는 것이 삶의 만족도와 심리적 안녕에 긍정적인 영향을 미친다. 이러한 관점에서 자원봉사와 같은 사회 참여는 노년기 역할 공백을 메우고, 지속적인 사회적 활동을 통해 자아존중감 및 정신건강을 증진하는 데 기여할 수 있다[13]. 한편, 사회정서적 선택 이론(socioemotional selectivity theory)은 노년기에 삶의 유한성에 대한 인식이 심화되면서, 개인이 정서적으로 의미 있는 관계와 활동에 더욱 집중하게 된다고 설명한다. 이때 자원봉사 활동은 정서적 친밀감을 형성할 수 있는 사회적 상호작용의 기회를 제공함으로써, 의미 있는 대인관계 형성과 정서적 만족을 증진시킬 수 있다[14]. 더 나아가, 자원봉사는 개인의 경험과 가치를 사회에 환원할 기회를 제공함으로써, 자신의 삶에 긍정적인 의미를 부여하고 노년기의 핵심 발달 과업인 자아통합감 형성에도 도움을 줄 수 있다. 종합하면, 자원봉사 활동은 사회적 역할 유지, 정서적 만족, 관계적 유대감 회복을 가능하게 하는 통합적 자원으로서, 심리적 안녕과 정신건강 증진의 중요한 기반이 될 수 있다.

자아존중감은 자원봉사 활동이 정신건강에 긍정적인 영향을 미치는 심리적 경로를 설명하는 중요한 매개요인으로 작용할 수 있다. 자아존중감은 자기 자신에 대한 긍정적 혹은 부정적 평가를 의미하며[15], 높은 자아존중감은 자기 수용, 자기효능감, 자기 가치 인식과 밀접한 관련되며, 나아가 정신건강 유지 및 증진에 기여할 수 있다. 95개 종단연구를 종합한 메타분석 결과, 낮은 자아존중감은 이후 우울 발생의 주요 예측 요인으로 나타났으며, 이는 반대 방향의 경로보다 더 강한 예측력을 보였다[16]. 또한 자아존중감은 대인관계, 학업 및 직업 생활, 정신 및 신체 건강 등 다양한 삶의 영역에 유익한 영향을 미치며, 이러한 효과는 연령, 성별, 인종, 초기 증상 수준을 통제한 상태에서도 일관되게 관찰되었다[17].

이러한 측면에서 자원봉사 활동은 개인이 사회적 기여를 경험하고, 의미 있는 사회적 역할을 수행하며, 유능감을 확인하고, 타인에게 인정받는 경험을 통해 역할 정체성을 강화하고 자아존중감을 높이는데 기여할 수 있다. 이러한 심리적 변화는 궁극적으로 우울 감소와 삶의 만족도 향상 등 정신건강 증진으로 이어질 수 있다[18,19]. 이러한 관계는 다수의 실증적 연구에서 일관되게 확인되고 있다. 예를 들어 국내 연구에서는 자원봉사에 참여한 노인들이 자기효능감과 자아실현의 욕구를 충족하며, 삶의 활력을 회복한 것으로 나타났고[20], 사회 활동, 자원봉사, 기부 등에 참여한 노인들은 그렇지 않은 노인들에 비해 우울 증상을 나타낼 위험이 낮았으며, 이 관계는 정서적 지지와 자아 효능감에 의해 매개되는 것으로 확인되었다[9]. 이러한 결과는 해외에서도 동일하게 관찰되었다. 9,017명의 미국 노인을 4년간 추적한 연구에서도 연간 100시간 이상 자원봉사에 참여한 집단이 비참여 집단보다 자신을 더욱 긍정적으로 인식하였고, 이는 이후 우울 증상 감소로 이어졌다[21]. 호주 연구에서도 자원봉사 참여 노인은 비참여 노인보다 자아존중감, 자기효능감 및 사회적 유대감 수준이 높았으며, 이러한 심리적 요인이 자원봉사와 안녕감 간의 관계를 매개하는 것으로 확인되었다[22].

이렇듯 노년층에서 자원봉사 활동이 자아존중감을 통해 정신건강에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다는 가능성은 여러 연구를 통해 뒷받침되고 있다. 그러나 국내 연구는 대부분 횡단적 분석에 의존하고 있어, 시간에 따른 변화 과정을 반영한 종단적 접근이 부족한 실정이다. 7,649명의 중ㆍ노년층을 대상으로 잠재성장모형을 적용한 종단 연구 결과, 자원봉사는 삶의 만족도의 초기 수준과 변화율 모두에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로 자원봉사 참여자는 초기 삶의 만족도는 높았으나, 이후 시간의 경과에 따라 만족도 수준이 완만하게 증가하는 양상을 나타냈다[23]. 이처럼 변수들의 변화양상을 반영한 종단 분석은 자원봉사의 장기적 효과를 이해하는 데 기여할 수 있다. 특히 자아존중감과 같은 심리적 요인의 시간적 변화를 고려하는 것은 단순 총점보다 정신건강을 더 효과적으로 설명할 수 있다는 점에서[24], 다변량 종단 접근은 이러한 관계의 구조와 과정을 더욱 정밀하게 파악하는데 유용할 수 있다.

이에 본 연구에서는 각 변수의 시간적 변화 양상과 그 변화 간의 순차적 관계를 확인하기 위해 순차 프로세스 잠재성장모형(sequential process latent growth modeling, SPLGM)을 활용하였다. SPLGM은 각 개인의 초기상태 및 변화율(즉, 성장 모수)을 추정하여 시간에 따른 변화 양상을 분석하는 잠재성장모형(LGM)의 확장된 형태이다. 이 모형은 둘 이상 변수를 동시에 모형화하고 각 변수의 성장 모수 간 관계를 분석함으로써 변수 간의 종단적 연관성을 확인할 수 있다. 기존 연구에서는 종단 매개효과를 분석하기 위해 병렬 프로세스 잠재성장모형(parallel process latent growth modeling, PPLGM)이 주로 사용되었으나[25], 이는 모든 변수의 변화양상을 동일한 시간 구간에서 동시에 모형화하기 때문에 변수 간의 시간적 선후 관계를 명확히 반영하기 어렵다는 한계가 있었다[26]. 반면 SPLGM은 각 변수의 측정 시점을 단계적으로 구분하여 변화를 순차적으로 모형화함으로써, 변수 간의 시간적 순서를 반영한 분석이 가능하다는 장점이 있다. 더불어 본 연구에서는 정신건강 이중 연속체 모형(dual-continua model of mental health) [27]에 근거하여, 우울과 주관적 안녕감을 서로 독립적인 차원의 정신 건강 지표로 간주하고 이에 따라 두 변인을 각각 종속 변수로 설정하고 별도의 모형을 통해 검증하고자 한다.

따라서 본 연구에서는 SPLGM을 활용하여 자아존중감, 우울 증상 및 주관적 안녕감이 시간에 따라 어떻게 변화하는지 확인하고, 이들 변화 궤적이 서로 어떻게 연관되는지 분석하고자 한다. 더하여 자원봉사 활동이 자아존중감의 변화 궤적에 영향을 미치고, 이러한 변화가 다시 우울 증상 및 주관적 안녕감의 종단적 변화에 어떤 영향을 주는지를 검증하고자 한다.

연구방법

1. 연구 대상

본 연구는 한국복지패널(Korea Welfare Panel Study, KoWePS) 12차(2017년; T0)부터 18차(2023년; T6)까지의 7개 시점의 자료를 활용하였으며, 12차 기준 65세 이상 개인 4,954명의 자료를 최종 분석하였다. 한국복지패널은 전국 단위의 연례 조사로, 지역사회 인구 대표성을 확보하기 위해 다양한 지역과 연령대를 포함한다. 최종 표본은 층화 이중 추출법을 통해 선정되었다. 표본 선정 과정에서는 먼저, 2005년 인구주택총조사 자료를 기반으로 확률비례추출을 실시한 후, '2006년 국민생활실태조사'에 응답한 가구의 소득 자료를 활용하여 일반 가구와 저소득층 가구를 구분하였다. 이후, 각 소득층에서 3,500 가구씩 총 7,000가구를 선정하였고, 통계적 유의성과 패널 소실을 고려하여 저소득층 가구는 과대표집하였다. 그 결과 최종적으로 7,072가구가 패널로 선정되었다[28]. 자료는 한국보건사회연구원 산하 생명윤리위원회의 승인을 받아 수집되었다(IRB No. 일반 17-013∼No. 일반 23-016-01).

2. 연구도구

(1) 우울 증상

우울 증상은 한국판 축약형 우울 척도(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale-11, CESD-11)로 측정하였다. 총 11개 문항으로 구성되며, 각 문항은 4점 척도[0=극히 드물다(1주일에 1일 미만)∼3=대부분 그랬다(1주일에 5일 이상)]로 응답한다. 긍정 정서를 측정하는 두 개의 문항(2번, 7번)은 역코딩하여 총점에 합산하였고, 총점이 높을수록 우울 증상 수준이 높은 것을 의미한다. 한국판 CES-D-11은 성별 및 연령 집단 간 측정 동등성이 검증되었으며[29]. 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .881이었다[30].

(2) 주관적 안녕감

주관적 안녕감은 캔트릴 사다리 척도(Cantril’s Ladder Scale)로 측정하였다[31]. 이 척도는 단일 문항으로 구성되어 있으며, 응답자는 11점 척도(0=삶에서 가능한 최악의 상태, 10=삶에서 가능한 최선의 상태)를 이용해 현재 자신의 삶의 상태를 평가한다. 점수가 높을수록 주관적 안녕감 수준이 높음을 의미한다.

(3) 자아존중감

자아존중감은 Rosenberg 자아존중감 척도로 측정하였다[15]. 총 10개 문항으로 구성되며, 4점 척도(1=대체로 그렇지 않다∼4=항상 그렇다)로 평정하였다. 이 중 5개 문항(3, 5, 8, 9, 10번)은 역코딩하여 합산하였고, 총점이 높을수록 자아존중감이 높은 것을 의미한다. 선행연구에서 한국판 Rosenberg 자아존중감 척도의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .881이었다[32].

(4) 자원봉사

자원봉사 활동 참여는 정기적 자원봉사 여부를 묻는 단일 문항으로 측정되었으며, 응답은 정기적으로 참여한 경우 1, 미참여하는 경우 0으로 구분된다. 본 연구에서는 12차 시점의 자원봉사 여부를 독립변수로 설정하여 모형에 투입하였다.

(5) 공변수(covariates)

연구 변수와의 관련성이 시사된 성별(0=남성, 1=여성), 소득 수준(0=저소득층, 1=일반 가구), 교육 수준(0=무학 ∼5=대학원 이상), 주관적 건강 상태(1=건강이 아주 안 좋다∼5=아주 건강하다)의 12차 시점 값을 공변수로 포함하였다[33].

3. 자료분석

본 연구는 노년층의 기저선(T0)의 자원봉사 활동이 이후 시점(T1∼T3)의 자아존중감의 변화를 통해 후기 시점(T4∼T6)의 우울 증상 및 주관적 안녕감의 변화 궤적에 미치는 영향을 분석하고, 이들의 종단 매개효과를 검증하기 위해 순차 프로세스 잠재성장 모형(Sequential Process Latent Growth Modeling, SPLGM)을 활용하였다.

분석은 세 단계로 진행되었다. 먼저, 자아존중감, 우울 증상, 주관적 안녕감의 시간에 따른 변화 양상을 확인하기 위해 단변량 잠재성장모형(Univariate LGM)을 분석하였다. 각 변수별로 무성장 모형 및 1차 함수 모형을 순차적으로 추정한 후, 모형 적합도와 성장 모수를 종합적으로 고려하여 최적의 모형을 선택하였다. 무변화 모형은 시간에 따른 변화를 가정하지 않고, 절편(초기치)만 포함한다. 선형 변화 모형은 선형 성장을 가정하며, 절편과 기울기(변화율)를 포함한다. 각 모형에서 성장 모수의 평균과 분산을 추정하여 변수별 성장 패턴을 파악하였다.

다음으로, T1∼T3 시점의 자아존중감과 T4∼T6 시점의 우울 증상 및 주관적 안녕감의 성장 모수 간 상호 관계를 확인하기 위해 각각의 단변량 LGM을 결합하여 무조건 순차 프로세스 잠재성장 모형(unconditional SPLGM)을 분석하였다. 이를 통해 자아존중감의 성장 궤적이 후기 시점의 우울 증상 및 주관적 안녕감의 성장 궤적과 어떻게 연결되는지를 확인하였다.

마지막으로, 기저선의 자원봉사 활동과 후기 시점의 우울 증상 및 주관적 안녕감의 관계에서 자아존중감의 종단적 매개효과를 검증하기 위해 조건부 병렬 프로세스 잠재 성장 모형(conditional SPLGM)을 적용하였다. 이를 위해 T0 시점의 자원봉사 활동 참여 여부를 예측 변수로 설정하고, 동일 시점의 성별, 소득 수준, 교육 수준을 통제변수로 포함하였다. T1∼T3 시점의 자아존중감의 성장 모수를 매개변수로, T4∼T6 시점의 우울 증상 및 주관적 안녕감의 성장 모수를 종속 변수로 설정하였다. 매개효과의 통계적 유의성은 10,000번의 부트스트래핑을 통해 편향 보정 편향 보정된 95% 신뢰 구간(bias-corrected 95% confidence interval, CI)을 추정하였다. 신뢰구간에 0이 포함되지 않을 경우, 간접 효과가 유의한 것으로 판단하였다. 본 연구 주요 변인의 결측률은 초기 시점(T0∼T3)에서 10∼23%, 후기 시점(T4∼T6)에서는 26∼36% 수준으로 나타났다. 결측 패턴을 확인하기 위해, T0 시점의 연령, 성별, 소득 및 교육 수준, 주관적 건강 상태, 자원봉사 여부와 T1 시점의 자아존중감을 독립변수로, T6 시점의 우울과 주관적 안녕감 결측 여부를 종속변수로 각각 투입하여 로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 그 결과, 결측 여부는 연령, 성별, 소득 수준, 주관적 건강상태, 자아존중감에 의해 유의하게 예측되어, 완전 무작위 결측(Missing Completely at Random, MCAR) 가정을 기각할 수 있었다. 이처럼 결측이 관측된 변수와 조건적으로 관련된 경우, 선행연구에서는 일반적으로 무작위 결측(Missing at Random, MAR) 가정이 적용 가능하다고 간주해 왔다[34]. 이에 따라 본 연구에서도 MAR 조건에서 권장되는 완전정보 최대우도법(Full Information Maximum Likelihood, FIML)을 적용하였다[35].

모형 적합도는 카이제곱(χ²) 검정, RMSEA, SRMR, CFI, TLI를 기준으로 평가하였다. 카이제곱 검정 결과가 유의하지 않을 경우 모형이 데이터에 적절하게 부합한다고 해석할 수 있으나, 표본 크기에 민감하므로 다른 적합도 지표화 함께 고려하여 모형의 적합성을 판단하였다. RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation)와 SRMR (Standardized Root Mean Square Residual)의 경우 값이 작을수록 모형의 적합도가 높은 것으로 해석되며, RMSEA가 0.08 이하면 적절한 수준, 0.05 미만이면 우수한 수준의 적합도를 의미한다. 또한, SRMR 은 0.08 이하일 때 모형이 적절한 것으로 판단하였다. CFI (Comparative Fit Index)와 TLI (Tucker-Lewis Index)는 모형이 데이터를 얼마나 잘 설명하는지 평가하는 지표로, 값이 1에 가까울수록 모형 적합도가 높은 것으로 해석된다. 일반적으로 CFI와 TLI가 0.90 이상이면 적절한 수준, 0.95 이상이면 우수한 수준의 적합도를 의미한다. 본 연구에서는 이러한 적합도 지표와 함께 성장 모수 값을 종합적으로 고려하여 모형 적합도를 평가하였다[36,37].

기술 통계 및 상관분석은 jamovi 2.6.19, SPLGM은 Mplus 8.11을 사용하여 분석하였다.

결 과

1. 참가자의 인구통계학적 특성 및 연구 변인 간 상관

참가자의 인구통계학적 특성 분석 결과 여성(61.7%)이 남성보다 많았으며, 저소득층(61.6%)이 일반 소득 가구보다 더 높은 비율을 차지하였다. 교육수준의 경우, 교육을 받지 않은 사람들(21.1%)과 초등학교 졸업(41.9%)이 가장 높은 비율을 차지하여 전반적으로 소득 및 교육 수준이 낮은 특성을 보였다. 주관적 건강 상태 수준은 평균 2.77점(range=1∼5)으로, 전반적으로 다소 낮은 수준이었다. 또한, 정기적으로 자원봉사에 참여하는 사람은 151명으로, 전체 참가자의 약 3%를 차지하였다.

주요 연구 변인의 기술 통계를 살펴보면 T1 시점의 자아존중감은 평균 29.3점(range=10∼40), T4 시점의 우울 증상 및 주관적 안녕감은 각각 평균 5.88점(range=0∼33)과 6.01점(range=0∼10)이었다.

연구 변수 간 상관 분석 결과, 기저선 시점의 자원봉사 활동 참여는 동일 시점의 가구 소득(r=.11, p＜.001), 교육 수준(r=.18, p＜.001) 및 주관적 건강 상태(r=.11, p＜.001)와 유의한 정적 상관을 보였다. 또한 기저선의 자원봉사 참여는 T1∼T3 시점의 자아존중감(r=.12, p＜.001) 및 T4∼T6 시점의 주관적 안녕감(r=.11∼.14, p＜.001)과는 정적 상관을, T4∼T6 시점의 우울 증상(r=−.08∼−.09, p＜.001)과는 부적 상관을 나타냈다. T1∼T3 시점의 자아존중감은 T4∼T6 시점의 우울 증상과는 부적 상관(r=−.34∼−.26, p＜.001) 주관적 안녕감과는 정적 상관을 나타냈다(r=.29∼.36, p＜.001) (Table 1).

2. 자존감, 우울 증상 및 주관적 안녕감의 종단적 변화 패턴

자아존중감, 우울 증상 및 주관적 안녕감의 종단적 변화 패턴을 확인하기 위해 각 변수별 잠재성장모형(LGM) 분석을 적용하여 무변화 모형과 선형 변화 모형의 적합도를 확인하였다(Table 2). 자아존중감, 우울 증상 및 주관적 안녕감 모두 무변화 모형에 비해 선형 변화 모형의 적합도가 우수하여 선형 변화 모형을 최종 선택하였다.

먼저 자아존중감의 경우, 기울기의 평균은 −0.134 (SE=0.033, p＜.001)로 시간이 지남에 따라 감소하는 양상을 보였다. 자아존중감의 초기치와 기울기 간의 공변량은 −0.82 (SE=0.26, p＜.01)로, 초기의 자아존중감 수준이 높을수록 시간에 따른 감소 폭이 더 컸다.

다음으로 우울 증상의 기울기 평균은 −0.253 (SE=0.048, p＜.00)으로 시간이 지남에 따라 감소하는 양상을 보였다. 우울 증상의 초기치와 기울기 간의 공변량은 유의하지 않았다.

마지막으로, 주관적 안녕감의 기울기의 평균은 0.09 (SE=0.017, p＜.00)로, 시간이 지남에 따라 증가하는 양상을 보였다. 주관적 안녕감의 초기치와 기울기 간의 공변량은 −0.16 (SE=0.06, p＜.01)으로, 주관적 안녕감의 초기치가 높을수록 시간에 따른 증가 폭은 완만했다.

3. 자아존중감과 우울 증상 및 주관적 안녕감의 변화 패턴 간 상호 관계

(1) 자아존중감과 우울 증상의 관계

자아존중감과 우울 증상의 성장 모수 간 상호 관계를 확인하기 위해 자아존중감과 우울 증상의 개별 LGM을 무조건 SPLGM으로 결합하였으며, 모형 적합도는 우수하였다[χ²₍₇₎=27.282, p＜.001, RMSEA (90% CI)=0.025 (0.016∼0.036), SRMR=0.014, CFI=0.996, TLI=0.992].

자아존중감의 초기치와 우울 증상의 초기치 및 기울기 간의 공분산은 각각 −7.06 (SE=0.36, p＜.001)과 0.55 (SE=0.19, p＜.01)로 유의하였다. 또한, 자아존중감의 기울기와 우울 증상의 초기치 및 기울기 간의 공분산도 각각 −0.49 (SE=0.19, p＜.01)와 0.21 (SE=0.10, p＜.05)로 모두 유의하였다. 이는 초기 시점에서 자아존중감 수준이 높을수록, 그리고 시간이 지남에 따라 자아존중감의 감소폭이 작을수록 이후 시점에서 우울 증상 수준이 낮고, 우울 증상의 감소 폭도 상대적으로 작았음을 의미한다(Fig. 1A).

(2) 자아존중감과 주관적 안녕감의 관계

자아존중감과 주관적 안녕감의 개별 LGM을 무조건 SPLGM으로 결합한 모형의 적합도 지수도 우수하였다[χ2(7)=24.731, p＜.001, RMSEA (90% CI)=0.024 (0.014∼0.034), SRMR=0.010, CFI=0.996, TLI=0.992].

자아존중감 초기치와 주관적 안녕감의 초기치 및 기울기의 공분산은 2.51 (SE=0.12, p＜.001)과 −0.16 (SE=0.07, p＜.01)으로 유의하였다. 한편, 자아존중감의 기울기와 주관적 안녕감의 초기치 및 기울기 간 공분산은 유의하지 않았다. 이는 초기 자아존중감 수준이 높을수록 이후 주관적 안녕감의 수준이 높고 주관적 안녕감의 증가 폭이 작았음을 의미한다(Fig. 1B).

4. 자원봉사 활동과 우울 증상 및 주관적 안녕감의 관계에서 자아존중감의 종단 매개효과

(1) 자원봉사, 자아존중감, 우울 증상의 관계

자원봉사와 우울 증상의 관계에서 자아존중감의 종단 매개효과를 검증하기 위해, 자원봉사 활동 여부를 독립변수, 성별, 소득 수준, 교육 수준 및 주관적 건강 상태를 통제변수로 포함한 조건부 SPLGM을 실시하였으며, 모형의 적합도는 우수하였다[χ2(17)=42.303, p＜.001, RMSEA (90% CI)=0.018 (0.011∼0.025), SRMR=0.010, CFI=0.996, TLI=0.990; Fig. 2A].

자원봉사 활동 참여는 자아존중감 초기치를 정적으로 예측하였으며(b=1.21, SE=0.24, p＜.01), 자아존중감 초기치는 우울 증상의 초기치를 부적(b=−0.87, SE=0.05, p＜.001), 기울기를 정적(b=0.10, SE=0.03, p＜.01)으로 예측하였다. 반면, 자원봉사 활동과 자아존중감의 기울기, 우울 증상의 초기치 및 기울기와 관계는 유의하지 않았다.

매개효과 검정 결과, 기저선에서의 자원봉사 활동 참여는 이후 시점의 자아존중감 초기치를 통해 우울 증상의 초기치(Indirect effect=−1.05, 95% CI=−1.47, −0.62) 및 기울기(Indirect effect=0.13, 95% CI=0.05, 0.23)에 이르는 간접효과가 유의하였다. 이는 자원봉사 참여자가 비참여자보다 이후 시점에서 자아존중감 수준이 높았으며, 자아존중감 수준이 높을수록 우울 증상의 수준이 낮고, 시간이 지남에 따라 우울 증상이 감소 폭이 작았음을 의미한다.

(2) 자원봉사, 자아존중감, 주관적 안녕감의 관계

자원봉사 참여와 주관적 안녕감의 관계에서 자아존중감의 종단적 매개효과를 검증하기 위해 동일한 통제 변수(성별, 소득 수준, 교육 수준, 주관적 건강 상태)를 포함한 조건부 SPLGM을 실시하였으며, 모형 적합도는 우수하였다[χ2(17)=43.469, p＜.001, RMSEA (90% CI)=0.019 (0.012∼0.026), SRMR=0.009, CFI=0.996, TLI=0.988; Fig. 2B].

자원봉사 활동 참여는 자아존중감 초기치를 정적으로 예측하였으며(b=1.21, SE=0.24, p＜.001), 자아존중감 초기치는 주관적 안녕감의 초기치를 정적(b=0.33, SE=0.02, p＜.001), 기울기를 부적(b=−0.03, SE=0.01, p＜.01)으로 예측하였다. 또한, 자원봉사 활동 참여는 주관적 안녕감의 초기치를 정적으로 예측하였다(b=0.31, SE=0.13, p＜.05). 그러나 자원봉사 활동과 자아존중감의 기울기, 주관적 안녕감의 기울기 간의 관계는 유의하지 않았다.

매개효과 검증 결과, 기저선에서의 자원봉사 활동 참여가 이후 자아존중감 초기치를 통해 주관적 안녕감의 초기치(Indirect effect=0.40, 95% CI=0.24, 0.56)와 기울기(Indirect effect=−0.04, 95% CI=−0.07, −0.01)로 이어지는 간접효과가 유의하였다. 이는 자원봉사 참여자가 이후 시점에서 자아존중감 수준이 높았으며, 자아존중감 수준이 높을수록 주관적 안녕감이 높고, 시간 경과에 따른 주관적 안녕감의 증가 폭이 작았음을 의미한다.

고 찰

본 연구는 한국복지패널 12차∼18차(2017∼2023년) 자료를 활용하여 65세 이상 노인 4,954명을 대상으로 자원봉사 활동과 자아존중감, 우울 증상 및 주관적 안녕감과 종단적 관계 및 자아존중감의 매개효과를 검증하였다.

단변량 LGM 분석 결과, 자아존중감과 우울 증상은 시간에 따라 감소하는 양상을 보였던 반면, 주관적 안녕감은 시간 경과에 따라 지속적으로 증가하는 양상을 보였다. 변수 간 변화 궤적의 상호 관계를 분석한 무조건 SPLGM 검증 결과, 자아존중감의 초기 수준이 높고 감소 폭이 작을수록, 이후 시점의 우울 증상 수준이 낮았으며 감소 폭도 작게 나타났다. 즉, 자아존중감이 높고 그 수준이 안정적으로 유지될수록 이후 우울 증상 수준이 낮았고, 그 수준에서 안정적으로 유지되는 것으로 경향을 보였다. 이때 우울 증상의 감소 폭이 작았던 것은 이미 우울 수준이 낮은 개인에게 추가적인 증상 감소 여지가 제한되는 바닥효과(floor effect)가 작용했을 가능성이 있다.

자아존중감과 주관적 안녕감의 관계에서도 유사한 양상이 나타났다. 자아존중감의 초기 수준이 높을수록 이후 시점의 주관적 안녕감의 수준 또한 높았으나, 그 증가 폭은 완만하여 전반적인 변동성은 낮았다. 이 또한 자아존중감이 높은 개인의 경우 이미 높은 수준의 주관적 안녕감을 지니고 있어, 시간 경과에 따른 추가적인 향상의 여지가 제한되었기 때문일 수 있다.

이러한 결과는 자아존중감이 단기적인 우울 증상 감소 및 주관적 안녕감 향상뿐만 아니라, 장기적으로 안정적인 정서 상태와 삶의 질 유지와도 관련 있을 가능성을 시사한다. 이는 자아존중감이 정신건강을 유지 및 증진시키는 심리적 기제로 작용한다는 기존 선행연구 결과와도 일치한다[38]. 예를 들어, 관련 메타분석 연구에 따르면 낮은 자아존중감은 이후 우울 발생을 유의하게 예측하였으며[16], 국내 노인 대상 연구에서도 스트레스와 우울의 관계를 자아존중감이 부분적으로 매개하는 것으로 나타났다[39]. 자아존중감이 높은 개인은 자신에 대한 긍정적 평가 및 자기 수용을 바탕으로 삶의 만족감과 긍정 정서를 촉진하여 주관적 안녕감을 증진시킬 수 있다[40,41]. 또한, 스트레스 상황에서도 문제 해결 및 사회적 지지 같은 효과적인 대처 전략을 더 많이 활용함으로써 일상 스트레스 및 불안에 대한 부정적 정서 반응을 감소시킬 수 있다[42,43]. 실제 노인 대상 연구들에서도 이러한 경향이 확인된다. 자아존중감이 높은 노인은 긍정적 대처 전략을 더 많이 사용하였고, 이는 외로움 감소로 이어졌으며[44], 가족 갈등 상황에서도 더욱 효과적인 대처하며 우울 수준이 낮은 경향을 보였다[45]. 이는 자아존중감이 노년기 스트레스 관리에 핵심적인 심리적 자원으로 작용할 수 있음을 시사한다.

나아가 본 연구는 자아존중감이 단지 단기적인 우울 증상 감소나 주관적 안녕감 향상에 그치지 않고, 그 수준이 장기적이고 안정적으로 유지되는 것과도 관련이 있음을 확인하였다. 실제로 한국 노인 5,810명을 대상으로 한 종단 연구에서도 자아존중감이 높은 노인들에게서 삶의 만족도 초깃값이 높았으며 이후 삶의 만족도 상승률과 감소율이 모두 낮아 전반적으로 변동성이 작은 경향을 보였다[38]. 자아존중감이 높은 사람은 자신에 대한 명확하고 일관된 정체감을 지니며, 이러한 자기개념의 명료성은 일상적 스트레스나 불안에 대해 부정적 정서 반응을 완화하며, 정서적으로 덜 흔들리는 경향이 있었다[43]. 한편, 노년기는 사회적 역할 축소, 관계망 변화, 신체 기능 저하 등으로 자아존중감이 쉽게 위협받는 시기로, 이로 인한 저하는 정신건강 악화로 이어질 수 있다. 또한 이 시기에는 자아통합감 형성을 위한 정서적 지지와 자기 수용이 중요한 발달 과제이며, 자아존중감은 이를 수행하는 데 핵심적인 심리적 자원으로 작용한다[10]. 이론적 논의와 실증 결과를 종합적으로 고려하면, 자아존중감 향상을 위한 개입은 노년기 정신건강 증진에 효과적인 전략이 될 수 있다. 이는 단기적으로는 정서적 고통을 완화하고, 장기적으로는 정서 안정성과 삶의 질 유지를 도모하는 예방적 접근으로 기능할 수 있음을 시사한다.

자원봉사 활동이 자아존중감을 거쳐 우울 및 주관적 안녕감에 미치는 영향을 확인하기 위한 종단 매개효과를 확인하기 위해 조건 SPLGM을 실시한 결과, 기저선의 노년기 자원봉사 참여는 이후 시점의 높은 자아존중감 초기치를 통해 후기 시점의 낮은 우울 증상과 이후 작은 감소폭, 및 높은 주관적 안녕감과 이후 작은 증가 폭으로 이어지는 간접효과가 유의하였다. 본 연구 결과는 자원봉사 활동과 신체 및 정신건강 증진과의 관련성을 보고한 선행 연구[46,47] 와도 부합한다. 예를 들어, 한국을 포함한 아시아 5개국 대상 연구에서는 자원봉사에 참여한 노인이 비참여 노인보다 삶의 만족도, 행복, 건강상태, 삶에 대한 통제력 등 안녕감 지표 전반에서 더 높은 수준을 보였으며[46], 미국 지역사회기반 자원봉사 프로그램에 참여한 167명의 노인 또한 비참여자에 비해 우울 증상 수준과 기능 제한 정도가 유의하게 낮은 것으로 나타났다[47].

이러한 결과는 자원봉사 활동이 노인에게 성취감, 자신감, 사회적 지지를 제공하여 자아존중감을 높이고, 궁극적으로 정신건강과 삶의 만족도를 향상시키는 데 기여할 수 있음을 시사한다[21,22]. 활동 이론에 따르면, 자원봉사는 노화와 퇴직으로 인해 상실된 사회적 역할을 회복하는 방법이 될 수 있으며, 이를 통해 노인은 단순한 복지 수혜자가 아니라 지역사회에 기여하는 주체로 역할이 전환될 수 있다[13,48,49]. 이는 긍정적 자아상의 형성 및 유지에 기여하며, 성공적 노화 및 정신건강 문제 예방에도 도움을 줄 수 있음을 시사한다. 이러한 맥락에서 자원봉사 활동의 긍정적 효과를 체계적으로 확산하고 노인층의 정신건강을 향상시키는 방안으로, ‘사회적 처방(social prescribing)’을 고려할 필요가 있다.

그러나 이와 같은 자원봉사의 긍정적 효과에도 불구하고, 국내 노년층의 자원봉사 참여율은 저조한 수준이다. 본 연구에서도 전체 참가자의 약 3%만이 정기적 자원봉사에 참여하였으며, 통계청 자료에 따르면 2024년 기준 65세 이상 인구의 자원봉사 참여율은 7.4%에 불과했다[50]. 반면, 영국에서는 65∼74세 노인의 58%, 75세 이상 노인의 52%가 연간 1회 이상 자원봉사에 참여하고[51], 미국에서도 55세 이상 고령자의 26.8%가 공식적 자원봉사 활동에 참여하는 것으로 나타났다[52].

한국 노인의 낮은 자원봉사 참여율은 사회경제적 취약성과 밀접한 관련이 있을 가능성이 있다. 한국 노인 빈곤율은 40.4%로 OECD 평균(14.2%)의 2배를 넘으며[53], 본 연구에서도 과반수 이상의 참가자가 저소득층(61.6%) 및 초등학교 이하(63.0%)의 학력 수준을 보였다. 이는 한국 노년층이 열악한 사회경제적 환경에 처해 있음을 시사한다. 자원봉사가 본질적으로 자신이 가진 자원과 능력을 나누는 생산적 활동이며, 이에 인적, 사회적 및 문화적 자본이 요구된다는 점을 고려할 때[54], 한국의 낮은 자원봉사 참여율은 단순히 개인의 의지 부족이 아닌 사회경제적 제약과 밀접한 관련이 있다고 볼 수 있다. 따라서 자원봉사 참여를 확대하기 위해서는 노인의 경제적 부담을 완화하고, 교육 및 사회적 지원 접근성을 높이는 등 구조적 지원이 병행될 필요가 있다. 이는 자원봉사가 특정 계층에 한정되지 않고 보다 폭넓은 참여로 이어지도록 하는 데 기여할 수 있다.

본 연구는 몇 가지 제한점을 가진다. 첫째, 자원봉사 참여자가 전체 표본의 약 3%로 결과 해석에 신중을 기해야 하며, 보다 다양한 표본을 포함한 후속 연구가 필요하다. 둘째, 자원봉사 활동의 빈도나 지속시간, 참여 유형 등의 질적 측면을 고려하지 못했다. 본 연구에서는 자원봉사 참여 여부만을 분석하였으나, 선행연구에 따르면, 자원봉사 참여 빈도와 지속 시간이 많을수록 정신ㆍ신체 건강, 삶의 만족도, 사회적 안녕감 등에서 더 큰 누적 효과가 나타나는 것으로 보고된 바 있다[55]. 따라서 향후 연구에서는 자원봉사 활동의 빈도, 지속 시간, 참여 유형 등의 질적 요소를 반영한 분석이 필요하다. 셋째, 사회적 네트워크, 가족 및 지역 사회 지원 등 사회적 요인을 충분히 반영하지 못했으며, 이를 통합적으로 고려한 후속 연구가 요구된다. 마지막으로, 본 연구에서는 종단 설계의 특성상 후기 시점에서 결측치 비율이 약 26∼36%까지 발생하였다. 이는 분석에 사용된 성장 모수 추정의 안정성에 일정 부분 영향을 미쳤을 가능성이 있어 결과 해석에 주의가 필요하다. 그럼에도 불구하고 본 연구는 대규모 표본을 기반으로 하여 충분한 분석력을 확보하고 있다는 점에서 결과의 해석 가능성과 통계적 신뢰도가 일정 수준 유지될 수 있다고 볼 수 있다.

이러한 한계점에도 불구하고 본 연구는 대규모 종단 자료와 SPLGM을 활용하여, 자원봉사와 같은 사회활동 참여가 노년기 정신건강과 주관적 안녕감에 미치는 영향을 시간적 흐름에 따라 분석했다는 점에서 의의가 있다. 특히 자아존중감의 변화를 매개로 사회참여 활동이 단기적인 정서 완화는 물론, 장기적인 심리적 안녕 유지에도 기여할 수 있음을 확인하였다. 이는 노년층의 정신건강 증진을 위한 정책이나 개입에서 자아존중감을 강화하고, 적극적인 사회참여를 유도하는 전략이 효과적일 수 있음을 시사한다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

This work was supported by the Ministry of Education of the Republic of Korea and the National Research Foundation of Korea (NRF-2020S1A5A2A03045511).

Fig. 1.

Unconditional SPLGMs. Self-esteem (Rosenberg’s self-esteem scale)=10∼40, depressive symptoms (CES-D)=0∼33, subjective well-being (Cantril’s Ladder Scale)=0∼10. ^a)p＜.05, ^b)p＜.01, ^c)p＜.001.

Fig. 2.

Conditional SPLGMs. Self-esteem (Rosenberg’s self-esteem scale)=10∼40, depressive symptoms (CES-D)=0∼33, subjective well-being (Cantril’s Ladder Scale)=0∼10. Volunteering (0=No, 1=Yes). ^a)p＜.05, ^b)p＜.01, ^c)p＜.001.

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