정주환경 포용성의 구성차원과 고령자 주관적 안녕의 구조적 관계 : 소득과 연령에 따른 집단 차이를 중심으로

Ⅰ. 서 론

급격하게 증가하는 고령인구 문제는 최근 우리 사회가 직면하고 있는 중요한 과제 가운데 하나이다. 2022년 기준 우리나라 고령자는 약 900만 명으로 전체 인구의 17.5%에 이르고 있으며, 2025년에는 고령화율이 20% 이상인 초고령사회에 진입할 것으로 전망된다(통계청, 2022). 또한 개인의 생애주기에서 노년기가 크게 확장됨에 따라 생애 후반의 삶과 건강에 대한 사회적 관심이 크게 증가하고 있다. 건강은 단순히 신체적으로 질병이 없는 상태를 넘어 심리적, 사회적으로 안녕한 상태를 포괄하는 것으로 정의된다(WHO, 1946). 이러한 관점에서 나이 듦에 따른 신체적 기능 쇠퇴와 사회적 역할 상실은 불가피한 노년기에는 심리적 안녕과 긍정적 정서가 건강의 중요한 부분을 차지하게 된다. 이에 주관적 안녕(subjective well-being)은 고령자 건강과 삶의 질을 가늠하는 중요한 지표라 할 수 있는데, 우리나라 고령층의 주관적 안녕은 상당히 낮은 실정이다. 사회조사(2019)에 따르면 자신의 삶에 만족한다고 응답한 고령층 비율은 약 25%로 청년층(45%) 대비 절반에 그치며(통계청, 2019), 사회통합조사(2020)에 따르면 외로움을 체감하는 고령층 비율은 36%로 청년층(15%)의 두 배가 넘고 있다(한국행정연구원, 2021). 또한 심리적, 정서적 비안녕이 야기하는 결과의 하나인 자살률에 대한 국제 비교에 따르면, 한국 고령층의 자살률은 OECD 회원국 평균의 약 4배 수준으로 현격히 높다(보건복지부·중앙자살예방센터, 2020).

노년기 주관적 안녕의 저하를 초래하는 원인에 대해 하나의 차원의 결핍으로 설명하기에 한계가 있으므로, 생애후반 복합적·다차원적 문제 상황을 포괄하는 ‘배제(exclusion)’ 개념을 통해 접근할 필요가 있다(Scharf et al., 2005; Walsh et al., 2017). 이에 따르면 고령자는 생물학적 노화에 따른 기능 감퇴뿐 아니라 은퇴로 인한 사회적 관계 축소와 경제적 어려움, 나이로 인한 차별과 무력감 등 신체, 사회, 경제, 정서적 문제를 다면적으로 겪을 위험이 크다. 또한 노년기에는 스스로 문제 상황을 해결할 역량이나 자원이 부족하여 배제가 고착화되기 쉽고(박현주·정순둘, 2012), 개인마다 생애과정에서 경험한 기회 및 축적한 보유 자원의 이질성이 증대하여 집단 내 격차가 증대하게 된다(Walsh et al., 2017). 이로 인해 노년기에는 다른 생애주기에 비해서 안녕감의 격차가 더욱 벌어지는 것으로 알려져 있다(김혜연, 2020).

특히 복잡하고 위험한 환경, 빠른 변화 속도와 같은 도시 특성은 고령자의 기능과 자원 제약과 맞물려 이들의 어려움과 소외를 더욱 가중할 위험이 크다. 이에 도시에서 거주하는 고령자의 삶의 질을 증진하고 활동적 노후를 지원하기 위한 고령친화 도시근린(age-friendly cities and communities) 조성에 대한 논의가 고조되고 있다(WHO, 2007). 공간적·사회적 활동 범위가 한정되는 노년기에는 집 근처에서 상당히 많은 시간을 보내게 되고 주변 환경의 영향을 더욱 민감하게 받게 되기 때문에(Glass and Balfour, 2003), 지역에서 제공하는 자원이나 서비스가 풍부한 경우 각종 제약을 극복하는 데 도움을 줄 수 있다. 반대로 일반인에게는 크게 영향을 미치지 않는 장애물도 이들에게는 기회를 제약하는 커다란 장벽으로 체감될 수 있다. 곧 노년기에는 주거지 환경 여건이 독립적인 일상생활의 지속, 사회적 활동 참여 등 다양한 삶의 기회 성취에 상당한 영향력을 발휘할 수 있으나, 우리나라의 정주환경은 급속한 도시화 과정에서 고령자에 대한 배려가 부족하였으므로 고령사회를 대비한 도시계획 차원의 대응이 요구되는 상황이다.

이에 따라 도시 고령자 배제와 고립의 위협을 완화하기 위하여 정주환경의 ‘포용성(inclusivity)’을 확보하기 위한 논의가 시도될 필요가 있다. 최근 활발히 논의되고 있는 포용도시(inclusive city)는 도시민 누구나 도시에서 제공하는 다양한 기회를 누릴 수 있어야 함을 강조하는 개념으로(UN-Habitat, 2002), 사회적 배제를 극복하고 모든 주민의 역량 강화와 참여, 상호의존을 지향하는 개방적 도시를 의미한다(박인권, 2015). 고령자는 전반적인 기능 및 사적 자원의 축소로 인해 각종 기회에서 소외되기 쉬운 대표적인 취약층에 해당하므로, 환경적 제약요인의 감소와 지역 자원의 공급을 통해 문제 상황을 극복해 나가도록 돕는 포용적 환경의 중요성이 누구보다 큰 대상이다. 하지만 그동안 도시 포용성 관련하여 빈곤층, 여성, 외국인 등 범 취약계층을 포괄하여 논의해왔으며, 그 대상을 세분화하여 파악하는 시도는 미흡한 상황이다.

따라서 고령자 삶의 질 향상을 위한 전략의 일환으로서 포용성을 지향하는 도시계획을 수립하고 실행하기 위하여, 정주환경 포용성과 고령자 주관적 안녕의 관련성을 실증적으로 검토하는 것은 중요한 과제라 할 수 있다. 이에 본 연구는 2018년도 서울시 노인실태조사를 활용하여 정주환경 포용성의 구성차원이 고령자 주관적 안녕에 기여하는지, 그리고 구체적으로 어떠한 경로를 통해 영향을 미치는지에 대해 실증적으로 규명하는 것을 목적으로 한다. 아울러 고령자 집단 내 이질성이 심화하는 현실을 간과하기 어려우므로, 소득 및 연령 집단에 따른 차별적인 영향에 대해 추가로 검증할 것이다. 분석 결과를 바탕으로 정주환경의 포용성을 도모하여 노년기 삶의 질 증진을 뒷받침하기 위한 도시계획 및 고령자 정책 관련한 제언을 제시하고자 한다.

Ⅱ. 이론 및 선행연구 고찰

Ⅲ. 연구 방법

1. 연구의 자료 및 대상

1) 연구자료

본 연구는 도시의 정주환경 포용성이 고령자 주관적 안녕에 미치는 영향을 규명하기 위하여 서울시를 연구의 공간적 범위로 설정하였다. 도시지역은 높은 주거비, 혼잡한 환경, 빠른 변화 등의 특성으로 인해 고령자 문제가 가중할 위협이 크고, 고령자 집단 내 이질성 또한 비도시지역보다 명확하게 드러나므로 주목할 필요가 있다. 또한 서울시는 2022년 기준 전체 고령층의 약 18%가 거주하는 지역으로(통계청, 2022), 대표성을 가진다고 판단하였다.

연구의 분석자료로는 서울시 복지재단에서 조사하는 ‘2018년도 서울시 노인실태조사’를 활용하였다. 본 자료는 WHO 고령친화 도시근린 국제 네트워크(GNAFCC)의 권고에 따라 고령사회 대응을 위한 기초 자료로 활용하기 위해 2012년 이후 2년마다 실시되고 있으며, 고령친화도시의 8대 영역을 중심으로 조사 문항을 구성하고 있다. 표본은 성별, 연령, 지역에 따라 제곱근 비례 배분법에 의해 추출되고, 전문조사원에 의한 일대일 직접 면접 방식으로 조사된다. 2018년에는 1953년 이전에 출생한 만 65세 이상 3,034명이 참여하였고, 일부 문항 결측치를 제외한 2,968명을 최종 분석대상으로 선정하였다.¹⁾

2) 연구대상

연구 대상자의 일반적인 특성은 <표 1>의 왼편에 제시된 바와 같다. 전체 표본의 평균 연령은 약 74.1세이며, 성별은 남성 비율이 약 47.0%로 고르게 구성되고 있다. 가구유형은 독거 형태가 21.3%, 고령자로만 구성된 가구가 40.9%, 그 외 비고령자 가구원과 함께 사는 경우가 37.8%로 나타났다. 월평균 가구소득은 근로·사업·재산소득, 연금, 정부 보조금, 사적 이전소득 등을 모두 포함하여 조사되었으며 약 232만 원으로 나타났다. 거주하는 주택 유형은 아파트가 전체의 약 41%를 차지하여 가장 많았고, 단독주택이 32%, 다세대·연립 주택이 26%로 확인되었다. 주관적 건강 상태가 양호하다는 응답은 전체의 절반가량인 약 47%로 나타났다.

Table 1.

Individual characteristics of the sample: differences by income and age group

본 연구에서는 고령자 집단을 소득 및 연령을 기초로 세분화한다. 우선 자료의 연평균 월 가구소득의 중윗값인 200만 원 기준으로 소득 집단을 구분하였으며, 중윗값 미만에 해당하는 저소득 집단은 1,532명(51.6%), 중윗값 이상인 고소득 집단은 1,436명(48.4%)이 속하였다. 또한 고령자를 75세를 기준으로 전기고령자(young-old)와 후기고령자(old-old)를 구분하는 선행연구(Neugarten, 1974; 전해숙·강상경, 2012)에 근거하여 연령 집단을 구분하였다. 그 결과 비교적 건강하고 독립적인 생활 영위가 가능한 전기고령자는 1,631명(54.9%), 신체적 취약성과 타인에 대한 의존성이 증가하는 후기고령자는 1,337명(45.1%)이 해당하였다.

<표 1>의 오른편에는 소득 및 연령에 따른 집단별 특성을 비교하고, χ² 검정 및 t 검정을 통해 그 차이가 통계적으로 유의한지 검토하였다. 소득수준에 따른 집단 차이는 성별, 연령, 가구 유형, 주택 유형, 건강 등 모든 항목에서 통계적 유의성이 확인되었다. 건강 상태와 관련하여 스스로 건강이 양호 또는 매우 양호하다고 응답한 비율은 저소득(37.6%)과 비교해 고소득 집단(53.7%)이 월등히 높게 나타났다. 반면에 평균 연령, 여성 비율, 독거율의 경우 저소득 집단이 더 높은 것으로 확인됐다. 특히, 가구 유형의 경우 저소득 집단의 경우 독거율이 40.1%지만 고소득 집단은 3.6%에 불과하여 그 차이가 확연하게 드러났다.

다음으로 연령에 따른 집단 차이를 살펴보면, 성별 구성과 주택 유형은 차이가 크지 않으나 가구 유형, 가구소득, 주관적 건강의 경우 집단 간 차이가 유의한 것으로 확인됐다. 가구 유형에서는 독거율이 전기고령자(15.6%)에 비해 후기고령자(28.1%)가 상대적으로 높게 나타나는데, 생애주기적으로 사별이나 분가 등 경험이 많은 데에서 기인한 결과라 할 수 있다. 평균 가구소득은 전기고령자는 약 255만 원, 후기고령자는 이보다 낮은 약 205만 원으로 확인되어, 나이가 들수록 경제활동 참여가 미흡하고 가구원이 줄어드는 상황을 반영하고 있다. 주관적 건강이 양호한 비율은 후기고령자(37.0%)보다 전기고령자(53.3%)이 확연하게 높아서 신체적 기능이나 역량 차이를 보여준다.

2. 연구모형 및 변수

1) 연구모형의 설정

본 연구에서는 정주환경의 포용성과 고령자 주관적 안녕 간 구조적 관계를 밝히기 위해 <그림 1>과 같은 분석 틀을 설정하였다. 연구모형에서 초점을 두는 ‘포용성’의 구성차원은 도시 포용성에 관한 기존 이론을 참고하였으며, 삶의 영역이 축소되는 노년기 삶을 적용하기에 도시라는 지리적 범위는 광범위하다고 판단하여 그 범주를 ‘정주환경’으로 설정하였다(이새롬·박인권, 2020). 거주지를 구심점으로 한 일상생활의 배경이 되는 정주환경은 모든 지역주민에게 중요하지만, 이동과 자율성의 제약이 증가되는 고령층에게 그 중요성이 더욱 크다. 고령자에게 포용적인 정주환경은 나이가 들어서도 다양한 삶의 기회에서 배제되지 않고 안전하고 독립적으로 성취할 수 있는 환경을 뜻하며, 공간 및 사회적 영역을 포괄하여 다음과 같이 구성하였다.

Figure 1.

Research model and hypothesis

먼저 공간적 포용성은 노년기에도 독립적인 정주가 가능하도록 안전하고 개방되며 장애물이 적은 환경 특성을 의미하고, 기존 이론을 종합하여 ‘안정성(security)’, ‘개방성(openness)’, ‘접근성(accessibility)’의 세 차원으로 제시하였다(박인권·이민주, 2016; 손지현 외, 2016; 변미리 외, 2016; UN-Habitat, 2017). 또한 사회적 포용성은 지역사회 구성원으로 통합되어 의존하고 공존함을 뜻하며, 기존 이론에 근거하여 ‘상호의존(interdependence)’과 ‘참여(participation)’의 두 차원으로 구성하였다(Gerometta et al., 2005; 박인권·이민주, 2016).

이러한 정주환경 포용성의 구성차원과 고령자 안녕감 사이 구조적 관계와 관련한 본 연구의 가설은 다음과 같다. 첫째, 정주환경의 공간적 포용성, 곧 안정성, 개방성, 접근성을 갖춘 주거 근린은 고령자 주관적 안녕에 긍정적 영향을 미칠 것이다(H1). 둘째, 정주환경의 사회적 포용성을 설명하는 지역사회 참여와 이웃과의 상호의존 수준이 높을수록 고령자 주관적 안녕이 증진될 것이다(H2). 셋째, 공간적 포용성 요인은 지역사회 참여 및 상호의존 진작에 긍정적 영향을 미칠 것이다(H3). 예를 들어 한 동네에서 오래도록 거주할 수 있다면 지역 참여가 더 수월할 수 있으며, 집 근처에 공원, 복지관 등과 같은 생활시설이 풍부하다면 이웃과 직간접적인 상호작용의 기회가 확대될 수 있다. 이에 따라 거주지의 공간적 포용성이 지역사회 참여나 상호의존 증진을 통해서 안녕감이 증진되는 매개효과가 존재할 것으로 예상한다. 넷째, 지역사회 참여와 상호의존은 서로 긍정적 영향을 주고받는 상호 관계(reciprocal relation)에 있을 것이다(H4). 지역사회 참여 활동은 이웃을 대면하여 관계망을 형성할 기회를 제공할 수 있다. 반대로 이웃은 활동의 동반자로서 참여에 대한 심리적 위축을 극복하거나 정보, 동기 등을 제공하여 수월하게 경험하도록 도울 수 있다. 이에 따라 본 모형에서는 참여에 기반한 상호의존 형성뿐 아니라 상호의존에 기반한 참여 강화의 양방향 경로를 설정하고 선순환이 발생할 것으로 예상한다. 마지막으로, 고령층 내에서도 연령 및 소득수준에 따라 정주환경 포용성이 주관적 안녕에 미치는 경로가 차별적으로 나타날 것으로 짐작한다(H5). 고령자 안녕감의 결정 조건이나 과정은 개인이 보유하는 신체, 경제적 역량 특성에 따라 상이할 수 있으나 이에 대한 비교 연구는 많지 않은 상황이다. 본 연구에서는 연령이 높거나 소득수준이 낮은 고령층에게 정주환경 포용성의 영향력이 더 클 것으로 예상하는데, 이들은 개인 차원에서 부족한 자원을 지역 환경에서 제공하는 자원과 지원체계를 통해 보완할 가능성이 더욱 크기 때문이다. 또한 이들은 자율성의 제약으로 인해 자신의 거주지역을 벗어날 기회가 적기 때문에 주변 환경에 대한 의존이나 민감도가 더욱 클 수 있다.

2) 변수의 구성

본 연구에서 활용하는 주요 변수의 구성과 기초통계는 <표 2>에 제시하였다. 먼저 종속변수에 해당하는 주관적 안녕은 고령자가 인지하는 ‘삶의 만족’ 수준에 대한 문항을 활용한다. 삶의 만족은 주관적 안녕을 구성하는 핵심 차원의 하나로, 안녕감을 측정하기 위해 가장 널리 사용되는 척도라 할 수 있다(Diener, 1984; OECD, 2013).²⁾ ‘주관적 안녕 측정에 대한 지침(OECD, 2013)’에 따르면 주관적 안녕을 가늠하는 대표적 지표인 삶의 만족은 캔트릴 척도(Cantril Scale)와 같이 전반적인 수준을 평가하는 방법 외에도 건강, 관계망 등 구체적인 삶의 하위 부문별로 평가하는 방법이 가능하다. 삶의 영역을 어떻게 구분할 것인가에 대해서는 아직 합의된 바가 없으며 연구자마다 상이하게 구성하고 있지만, 다수의 연구에서 공통으로 경제, 건강, 사회적 관계, 사회 참여, 환경을 삶의 하위 부문으로 활용하는 것이 확인된다(OECD, 2013: p.169). 이에 따라 본 연구에서는 서울시 노인실태조사에서 조사하는 ‘건강, 경제 상태, 가족 관계, 친구·지인·친인척 관계, 사회·여가·문화 활동, 주거환경’의 여섯 부문이 삶의 만족을 가늠하기 위한 구성요인으로 무리가 없다고 판단하였다. 서울시 노인실태조사에서는 삶의 하위 영역에 대한 만족도를 5점 리커트 척도로 측정하며, 배우자와 자녀 관계를 구분하여 조사하고 있는데 결측치를 최소화하기 위해 이 둘을 ‘가족 관계’로 통합하여 사용하였다.³⁾

Table 2.

Variables and descriptive statistics(N=2,968)

다음으로 공간적 포용성 관련하여 ‘안정성, 개방성, 접근성’의 세 차원에서 총 열 개의 변수를 구성하였다. 일반적으로 공간적 포용성 개념에서는 경제적 측면에서 부담가능한 주거공간을 갖추는 것을 기본 조건으로 다루고 있다(박인권, 2015; 손지현 외, 2016; Liang et al., 2022). 생활의 거점이 되고 재생산의 배경이 되는 거처 없이는 사회 구성원으로서 온전한 삶을 유지하기 어렵기 때문이다. 이 연구에서는 고령자를 연구의 대상으로 하므로 신체적 기능이 저하되고 변화에 대한 취약성이 증대되는 노년기 특수성을 반영하고자 하였다. 고령자 배제 논의에서는 공간적 여건과 관련하여 물리적으로 부적절한 주거환경을 강조하는데(Levitas et al., 2007; Kneale, 2012), 고령자들은 주택 내에서 보내는 시간이 상당히 길고 환경에 대한 통제력이 저하되어 채광, 냉난방, 구조 등의 특성이 발달이나 활동 수준을 상당히 결정하기 때문이다. 또한 노년기에는 삶의 기억과 경험이 축적된 주거공간에서 계속 거주를 통해 정체성을 유지하고 사회적 연결을 지속한다는 점에서 장기거주의 중요성이 어느 때보다 부각된다(Wiles et al., 2011).

이러한 논의들을 고려하여 이 연구에서 정주환경의 ‘안정성’ 차원은 한 지역에 머물며 나이 들 수 있는 주거공간을 확보한 상태로, 정주에 대한 위협요인이 적은 여건을 의미하는 것으로 정의한다. 물리적으로 열악한 주택은 고령자의 독립적 생활을 방해하고, 과도한 주거비용과 불안정한 점유 형태는 경제적 문제와 비자발적인 이주를 야기하며, 짧은 지역 내 거주기간은 생활환경의 지속성을 저해하므로 안정성이 낮은 상태로 보았다. 이에 따라 물리적 주택 상태의 경우 현재 거주하는 주택의 구조, 안전, 냉난방 등 7가지 항목에 대해 양호도를 합산하여 구축하였으며, 점수가 높을수록 고령자가 인지하는 주택 상태가 우수함을 뜻한다.⁴⁾ 또한 ‘가구의 소비 지출액 중 가장 부담되는 항목이 주거비’라고 응답한 경우를 주거비 부담을 체감하는 불안정의 상태로 분류하였다. 시간적 측면에서 안정성을 포착하기 위해 현재 거주하는 주택의 자가 여부와 현재 사는 지역에서 거주한 기간을 변수로 포함하였으며, 거주기간은 10년 단위로 환산하여 투입하였다.⁵⁾

정주공간의 ‘개방성’은 경제적·심리적 장벽 없이 자유롭게 외부공간 이용이 가능함을 뜻하며, 비용이나 자격요건에 따라 공간 이용이 제한되는 폐쇄성과 반대된다. 이에 따라 ‘집안에서 보내는 시간’과 ‘공원 만족’ 변수를 포함하였다. 서울시 노인실태조사에서는 고령자의 시간활용 현황을 조사하는데, ‘하루 중 집 안에서 보내는 시간’의 일주일 평균값을 산출하여 고령자의 실제적인 공간적 고립 수준을 포착하고 개방성을 역으로 설명하도록 하였다. 또한 공원은 일상생활 속에서 쉽게 접근 가능한 대표적인 여가 공간으로, 누구에게나 개방된 공공공간이라는 점에서 공간적 포용성에 기여하는 장소라 할 수 있다(UN-Habitat, 2017; 김용국, 2019). 따라서 근린의 공원, 녹지에 만족한다고 응답하였을 때 정주환경의 개방성이 양호한 것으로, 불만족하다고 응답하였을 때 개방성이 양호하지 않은 것으로 구분하였다.

정주환경의 ‘접근성’은 일상생활 영위에 필요한 기본적 서비스 제공 시설에 접근하기 용이한가를 의미하며, ‘의료시설, 편의시설, 여가복지시설, 대중교통시설’에 대한 응답을 통해 파악하였다. 서울시 노인실태조사 자료에서는 실제로 이용하는 지역시설에 한하여 편도 이동에 걸리는 시간을 응답하도록 하고 있다. 이에 응답자 대다수가 이용하는 민간 병의원의 경우에만 이동시간을 10분 단위로 범주화하여 의료시설 접근성 변수로 사용하였다. 이동시간에 대한 결측치가 많은 그 외 시설의 경우 이용 만족 여부를 대리변수로 활용하였다.⁶⁾ 지역의 편의시설, 여가복지시설, 대중교통시설에 대해 만족한다고 응답할 때 해당 시설에 대한 접근성이 양호한 것으로 분류하였다.

한편 정주환경의 사회적 포용성과 관련해서는 ‘참여, 상호의존’의 두 차원에서 다음과 같이 변인을 구축하였다. 먼저 거주지에 기반한 고령자의 실제적인 ‘참여’ 수준을 파악하기 위하여, ‘지역시설 방문 빈도, 다양성, 만족도’에 대한 조사 문항을 사용하였다. 지역사회 참여에는 의견 개진, 단체 가입, 봉사활동 등 다양한 유형이 있으나 공원, 복지관 등 지역사회가 공유하는 시설을 방문하여 지역주민들과 함께 이용하는 것은 고령자들에게 가장 일상적인 사회활동 참여 형태라 할 수 있다. 자료에서 조사하고 있는 지역시설은 보건소, 공공병원, 민간 병의원, 복지관, 경로당, 노인대학, 구청 및 주민센터, 문화시설, 체육시설, 야외공간, 종교시설의 총 11종류이며 이 중에서 의료기관을 제외한 8개 시설에 대한 응답을 활용하였다. 구체적으로 지역시설 다양성의 경우 주 1회 이상 이용한다고 응답한 시설의 수를 적용하였고, 방문 빈도의 경우 가장 높은 이용률을 보이는 야외공간, 경로당, 종교시설의 방문 빈도를 합산하였으며, 지역시설 만족도의 경우 모든 시설에 대한 응답을 합산하여 구축하였다.⁷⁾

일반적으로 상호의존은 구성원들이 공식적, 비공식적으로 도움을 주고받는 관계를 뜻하며 경제적 협력과 호혜적 관계를 포괄하는데, 근린 단위에서는 사적인 호혜가 잘 드러나는 것으로 설명된다(박인권, 2015). 이에 따라 고령자의 정주환경에 기반한 ‘상호의존’을 설명하기 위하여 이웃 관계망의 ‘규모, 접촉 빈도, 지지 수준’을 활용하였다. 서울시 노인실태조사에서는 가족, 친구, 직장동료 관계망에 대해 별도로 질의하고 있으므로 지역사회에 기초한 상호의존 수준을 독립적으로 파악할 수 있다. 이웃 관계망의 규모는 ‘지속해서 교류하는 이웃의 수(명)’, 접촉 빈도는 ‘연락 및 왕래 빈도’, 지지 수준은 ‘이웃과 주고받는 도움이나 의지하는 정도’를 묻는 문항을 통해 파악하였다.⁸⁾

이외에 고령자 삶의 만족에 영향을 미칠 수 있는 개인 특성에 해당하는 성별, 연령, 소득, 가구 유형, 주택 유형, 주관적 건강에 대한 변수를 이분형으로 구성하여 포함하였다.

Ⅳ. 정주환경 포용성과 고령자 주관적 안녕의 구조적 관계 분석

1. 확인적 요인분석 결과

구조방정식모형은 투입 변수의 다변량 정규분포를 가정하므로, 우선적으로 투입 변인의 정규성 위배 여부를 검증할 필요가 있다. 일반적으로 왜도의 절댓값이 3, 첨도의 절댓값이 10을 초과하지 않을 때 정규성을 심각하게 벗어나지 않는 것으로 판단하는데(Kline, 2019: p.110), <표 2>에서 왜도 최댓값은 1.33, 첨도 최댓값은 4.83으로 나타나서 정규성 조건을 충족하고 있음을 확인하였다.

<표 3>은 2단계 접근법의 첫 번째 단계로서 확인적 요인분석을 시행한 결과이며, 본 연구모형의 잠재변인에 해당하는 ‘참여’, ‘상호의존’, ‘주관적 안녕’이 관측변수에 의해 적절하게 추정되고 있는가를 검증하기 위한 과정이다.¹¹⁾ 전반적인 모형의 적합도를 나타내는 지표는 χ²=292.73(p<0.000), RMSEA=0.044, CFI=0.984, GFI=0.981로 나타났으며, 표본 크기의 영향을 받은 것으로 판단되는 χ² 통계량을 제외한 모든 지표에서 양호한 것으로 확인하였다.¹²⁾

Table 3.

Confirmatory factor analysis results

다음으로 잠재변인 측정도구에 대한 신뢰성, 집중타당성, 판별타당성을 검증할 필요가 있다. 우선 <표 3>에서 모든 잠재변인의 크론바흐 알파(Cronbach’s alpha) 값이 0.7을 상회하고 있어서 신뢰성을 확보한 것으로 판단하였다. 집중타당성은 일반적으로 요인부하량(factor loading), 평균분산추출(AVE), 개념 신뢰도(CR) 지표를 통해서 검증하는데, 요인부하량과 AVE 값은 0.5 이상, CR 값은 0.7 이상일 때 적합한 것으로 간주한다. 분석 결과 모든 잠재변인의 AVE 값과 CR 값이 기준값 이상으로 나타나 집중타당성을 만족하고 있음을 확인하였다. 다만 주관적 안녕의 측정 문항 가운데 건강상태 만족의 요인부하량이 0.494로 근소하게 기준값에 미치지 못하였다. 그러나 요인부하량이 0.5에 미치지 못할지라도 개념 구성에 중요한 변인일 때에 무조건 제외하는 것은 바람직하지 않고(우종필, 2012: p.361), AVE와 CR 값의 경우 기준치를 상회하고 있으므로 제거하지 않았다. 마지막으로 판별타당성은 잠재변인 사이의 개념적 독립성이 있는가를 검증하기 위한 것으로, 잠재변인 간 상관계수의 제곱값과 AVE 값을 비교하여 판단한다. 잠재변인 간 상관계수 제곱의 최댓값은 0.024로 AVE 값의 최솟값(0.502)보다 작은 것으로 나타나서, 판별타당성이 확보됨을 검증하였다.

2. 구조방정식모형 분석 결과

앞서 측정 도구의 타당성이 확인되었으므로 본격적으로 정주환경 포용성의 구성차원과 주관적 안녕 간 경로를 포함한 구조방정식모형을 시행하였다. 전체 고령자를 대상으로 분석한 결과는 <그림 2> 및 <표 4>의 ‘모형 1’에 제시하였다. 모형 적합도 관련 지표는 χ²=2523.98(p<0.000), RMSEA=0.058, CFI=0.887, GFI=0.877로 나타나 수용 가능한 수준으로 판단하였다.¹³⁾ 비재귀 구조방정식모형의 안정성을 검증하는 안정성 지수(stablity index)는 0.193으로 1보다 작게 나타나 양호한 수준이다.¹⁴⁾

Figure 2.

SEM results of total sample (N=2,968)Note 1: Control variables, correlations among the independent variables and the coefficients of some paths are not shown to simplify the presentation.Note 2: Solid lines indicate that the effects are statistically significant, dotted lines indicate that the effects are statistically insignificant.P=Participation, I=Interdependence, SWB=Subjective well-being. *p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01. Standardized estimates

Table 4.

SEM results

1) 정주환경 포용성과 주관적 안녕 간 관계

‘모형 1’에 제시된 분석 결과는 개인적 조건이 동일할 때 정주환경 포용성이 고령자 안녕감에 대체로 긍정적 영향을 미치고 있음을 확인해준다. 본 연구의 첫 번째 가설, 곧 공간적 포용성을 구성하는 안정성, 개방성, 접근성과 삶의 만족 간 경로를 구체적으로 살펴보면 다음과 같다(H1).

우선 안정성 차원에서는 주택 상태가 양호할수록(β=0.348, p<0.01) 거주기간이 길수록(β=0.045, p<0.01) 주관적 안녕이 유의하게 증가하며, 자가 점유할 경우는 그렇지 않은 경우보다 안녕감이 유의하게 높은 것으로 나타났다(β=0.176, p<0.01). 물리적 주택환경에 대한 만족감이 전반적인 삶의 만족으로 이어지는 결과는 기존 연구 내용과 일치하는 결과이다(Guite et al., 2006; 남기민·남현정, 2013; 박성복, 2011). 주택은 생존, 휴식, 건강 등 기초적인 생활을 보장하기 위한 필수적인 삶의 터전으로, 안전한 주택은 곧 안전한 환경으로 확장될 수 있다(Sirgy et al., 2008). 반대로 열악한 주택에서 거주하는 고령자는 낙상, 사고 등의 위험에 크게 노출되어 있고 자립적 활동에 방해를 받으므로, 심리적으로 위축되고 전체적인 삶의 안정성이 저해될 우려가 있다. 한편 지역 내 거주기간의 증가가 삶의 만족 향상에 유의미한 영향력을 발휘하는 결과는 ‘지역사회 계속 거주(aging in place)’가 고령자 삶의 질 증진에 기여할 수 있음을 뒷받침하는 실증적 증거로서 의미가 있다. 노후에 익숙한 생활권을 안정적으로 유지하는 것은 개인적 정체성, 그리고 커뮤니티 구성원으로서 사회적 정체성과 연계성을 유지하여 안녕감에 기여하는 것으로 풀이된다(Wiles et al., 2011). 또한 노년기는 적응력, 습득력이 약화되어 환경의 변화에 취약한 시기이므로, 익숙한 환경 속에서 있을 때 일상생활을 자립적으로 영위할 기회가 증진될 가능성도 크다. 하지만 본 연구에서는 예상과 다르게 주거비 부담 변수의 통계적 유의성이 확인되지 않는데, 이는 주거비 부담이 우울, 불안 등 심리적인 불안정을 초래한다는 선행연구와 상이한 결과이다(박정민 외, 2015; 강수진·서원석, 2019). 본 연구에서는 주거비 지불능력에 대한 객관적 지표 대신 주거비에 대한 심리적 부담 변수를 활용하였기 때문에, 소득수준 및 점유 형태를 통제한 후 변이가 충분하지 않은 것으로 판단된다.

또한 개방된 외부환경 경험이 고령자 삶의 만족에 분명히 관련되어 있음이 확인되고 있다. 구체적으로 집안에서 보내는 시간의 증가는 삶의 만족에 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났는데(β=-0.067, p<0.01), 집 밖에서의 주요 활동인 보행 시간의 증가가 고령자 삶의 만족 향상과 관련되어 있음을 밝힌 박효숙·이경환(2019)의 연구와 유사한 결과이다. 이러한 분석 결과는 동거하는 가족이나 왕래하는 외부인이 많지 않은 고령자에게 집안에서 홀로 머무는 시간이 외로움과 무력감을 강화하기 때문으로 해석된다. 곧 주택은 정체성 유지, 심리적 안정감, 안락한 휴식 등을 위해 중요한 장소이지만, 활동성과 이동성의 제약이 큰 고령층에게 고립감을 초래하기도 한다는 점에서 양가적인 함의를 갖는 것으로 파악된다. 따라서 주거 안정성의 확보와 별개로 집 밖으로 나와서 바깥 환경을 탐색하고 타인을 마주칠 수 있는 시간은 충분히 보낼 수 있는 개방적 환경을 조성할 필요성을 제기할 수 있다. 그리고 근린의 공원에 만족한 경우, 삶의 만족이 유의하게 더 높은 것으로 도출되고 있지만(β=0.029, p<0.1), 표준화계수의 크기와 통계적 유의성이 높지 않았다. 하지만 공원은 그 자체로 삶의 만족에 기여할 뿐 아니라 이웃과의 연대감이나 참여 활동 강화를 통해 간접적인 영향을 미칠 가능성을 고려할 때(Sugiyama and Thompson, 2007), 매개효과에 대한 검토가 필요하며 이에 대해서는 다음 절에서 다루도록 한다.

접근성과 관련해서 의료시설, 편의시설, 여가복지시설, 대중교통시설 가운데 대중교통시설만 삶의 만족에 유의미한 정(+)의 영향력을 발휘하는 것으로 분석되었다(β=0.074, p<0.01). 노년기는 신체적 역량의 쇠퇴로 인해 활동 범위가 크게 제한되는 시기인데, 대중교통시설은 이를 보완하여 광역적인 서비스와 자원 이용에 대한 기회를 확대하는 중요한 자원으로 해석되며, 기존 연구의 결과와 일치하고 있다(한재원·이수기, 2019). 하지만 본 연구에서는 지역의 편의시설, 여가복지시설 접근성 변수에 대해 해당 시설에 대한 응답자의 만족감을 대리변수로 사용하였으므로, 이들 시설이 고령자 삶의 만족과 관련성이 없는 것으로 결론 내리기는 어렵다. 시설 자체에 대해 만족하더라도 근린의 보행환경이나 토지이용 조건에 따라 실제적인 이용으로 이어지지 못하여 삶의 만족에 기여하지 못할 수 있기 때문이다.

다음으로 정주환경의 사회적 포용성 관련 차원들도 예상과 일치하는 결과로 나타나서, 두 번째 가설을 뒷받침해주고 있다(H2). 지역사회 참여(β=0.108, p<0.01)와 상호의존(β=0.114, p<0.01) 모두 삶의 만족에 유의미한 긍정적 영향을 미치는 것으로 분석되었으며 영향력의 크기는 유사한 수준이다. 우선 적극적인 활동 참여를 통해서 삶의 만족이 진작되고 있는 것은, 사회구성원으로서 활동 기회를 확대하여 노년기 삶의 질 증진을 논의하는 ‘활동적 노후(active aging)’ 개념과 결을 같이 한다. 특히 본 연구모형의 결과는 경제활동 참여, 단체 소속 활동과 같은 공식적인 사회 참여뿐 아니라, 근린이 공유하는 생활시설을 이용하는 비공식적 활동을 통해 삶의 만족감이 증대될 수 있음이 발견된다는 점에서 주목할 만하다. 이러한 결과는 활동의 공간적 범위가 축소하는 노년기에는 일상생활의 배경인 주거지를 중심으로 한 활동 참여를 독려할 수 있도록 다양한 근린시설이 적절하게 제공될 필요성을 시사한다.

지역사회 기반한 상호의존의 유의미한 효과는 이웃관계망의 크기, 깊이 등이 고령자 삶의 만족 긍정적인 영향력을 발휘하는 것으로 보고하고 있는 선행연구 결과를 재확인해주고 있다(Chao, 2011; Stahl et al., 2017). 이러한 결과는 가족이나 전문가에 의한 일방적인 돌봄이 아닌 알고 지내는 이웃과의 상호 돌봄이 고령자의 고독감, 불안감을 경감하고 안녕감 향상에 기여하고 있음을 보여준다는 의미가 있다. 가까이에 있는 이웃과 서로 간 안위를 살피고, 생활에 필요한 정보나 도구적 지원을 주고받는 행태를 통해 외로움과 스트레스에 대처하고 극복함으로써 삶의 안녕감이 증진하는 것으로 파악된다. 이러한 내용은 가족의 형태 및 기능의 변화로 인해 홀로 거주하는 고령자가 늘어나고 있는 시점에 중요성이 크며, 최근 지역사회통합돌봄(community care)이 강조되고 있는 점을 고려할 때 지역사회 중심의 상호협력을 지원하는 전략이 유효함을 시사한다.

아울러 본 연구모형에서는 다양한 정주환경 요인을 종합적으로 검토하고 있으므로 요인 간 영향력의 크기를 비교할 수 있는 장점이 있다. 주택 상태(β=0.348) 변인의 표준화계수는 통제변수로 투입한 양호한 건강(β=0.364)과 유사한 수준으로 나타나, 노년기 안녕감에 상당한 영향력을 행사한다는 점을 주목할 필요가 있다. 이는 주택 안에서 머무는 시간이 긴 고령층에게 안전한 구조, 채광, 냉난방 등을 갖춘 적절한 주택은 필수생활의 유지 및 자립과 결부되기 때문에, 신체적 건강 못지않게 기본적으로 충족되어야 함을 의미한다. 그리고 자가 점유의 영향력도 상당한 편인데(β=0.176), 자가는 경제적 자산의 의미 이상으로, 비자발적 이주 위험을 크게 낮추고 심리적 안정감을 고취하며 사회경제적 지위를 내포하는 등 복합적인 이점을 갖는 것과 관련된다(Zumbro, 2014). 이웃과의 상호의존(β=0.108) 및 지역사회 참여(β=0.114) 변인의 영향력 또한 큰 것으로 나타나는데, 지역사회에 밀착한 활동과 관계망을 지속하는 것이 노년기 안녕감을 구성하는 상당히 중요한 부분임을 확인해준다. 다음으로는 대중교통, 집안에서 보내는 시간, 거주기간, 녹지 순으로 표준화계수의 크기가 확인되며, 이들은 통제변수로 투입한 소득수준(β=-0.083)보다는 그 크기가 작았다. 하지만 고연령(β=-0.043), 아파트(β=0.034), 독거(β=-0.032), 남성(β=0.028)의 표준화계수에 비해 커서, 대다수의 정주환경 요인의 영향력이 건강, 소득을 제외한 개인적 요인보다 더 큰 것으로 확인된다. 전반적인 모형 분석 결과에서 근린환경 요인보다 주택 상태, 자가 점유 등 주거 요인의 영향력이 큰 것은 비교적 명확하게 드러나고 있는데, 이는 주택 내·외부 환경과 우울감의 관계를 분석한 Galea et al.(2005)의 연구에서 내부 환경의 영향력이 외부 환경보다 더 크고 유의한 것으로 보고하는 것과 유사하다 할 수 있다.

2) 정주환경 포용성의 구성차원 간 관계

본 연구모형에서는 정주환경 특성과 주관적 안녕 간 관계뿐 아니라 정주환경 포용성을 구성하는 다차원 간 관계를 규명하는 것에 초점을 두고 있다. 구체적으로 고령자가 거주하는 공간적 여건이 참여와 상호의존에 어떠한 영향을 미치는지(H3), 그리고 참여와 상호의존은 서로 간에 정(+)의 영향을 주고받는 순환 관계에 있는지(H4)에 주목하여 분석 결과를 살펴보도록 한다.

먼저 공간적 포용성을 설명하는 요인 일부에서 사회적 포용성에 대해 유의미한 영향력을 발휘하는 것으로 확인되어, 공간적 조건이 고령자의 사회적 참여와 상호작용을 촉진할 수 있음이 발견된다.

물리적인 주택 상태와 집안에서 보내는 시간 변수는 삶의 만족뿐 아니라 지역사회 참여, 상호의존 모두에 유의미한 영향력이 확인되었다. 곧 주택 상태가 양호할수록(참여 β=0.036, p<0.1; 상호의존 β=0.045, p<0.05), 집안에서 보내는 시간이 적을수록(참여 β=-0.119, p<0.01; 상호의존 β=-0.101, p<0.01) 지역사회에 기반한 참여와 상호의존이 강화되는 것으로 도출되었다. 양호한 주택 상태의 영향력은 물리적 환경이 개인의 통제력, 사회적 관계망 등의 증진을 통해 정서적 건강에 간접적인 영향을 발휘할 수 있음을 설명하는 Evans(2003)의 논의와 맥을 같이 한다. 또한 집안에서 보내는 시간과 상호의존 간 유의미한 관련성이 확인되는 것은 고령자의 사회적 관계가 주로 물리적 접촉을 통해 형성되기 때문이며, 공간적인 고립이 사회적인 배제로 확대될 수 있음을 보여주는 결과이다. 한편 자가 점유일 때 지역사회 참여가 유의하게 높은 것으로 나타나는데(β=0.037, p<0.1), 이는 자가일 때 생활의 안정이나 지역에 대한 관심을 높여 참여 활동이 활발해짐을 설명하는 선행연구와 유사한 맥락에 있다(양희진, 2020). 하지만 자가 점유가 상호의존에 미치는 영향은 통계적 유의성이 확인되지 않았다. 이러한 결과는 고령자의 자가 보유 여부가 이웃과의 유대관계와 관련성이 크지 않음을 보여주며, 사회적 관계 배제와 점유형태 사이의 관련성이 유의하지 않음을 보고하는 Scharf et al.(2005)의 연구 결과와 유사하다.

또한 주거비 부담은 고령자의 참여와 상호의존 모두에 유의미한 영향력이 나타나지 않았다. 이러한 결과는 이 연구에서 사용된 주거비 부담 변수가 지역사회 참여와 상호의존과 관련하여 두 가지 상반된 효과를 지닐 수 있기 때문으로 판단된다. 먼저 개인의 주거비 부담 자체는 기존 연구들이 보여주는 바와 같이 심리적 불안정을 초래하여 사회적 포용성에도 부정적 영향을 줄 가능성이 있다. 그러나 다른 한편에서 어떤 지역의 주거비는 해당 지역의 사회적 자본 수준을 포함한 정주환경의 전반적 여건을 나타내는 대리변수 역할을 하여, 이 변수의 값이 큰 지역에서 참여와 상호의존 정도도 높을 수 있다. 지역수준의 사회경제적 특성은 거주민의 인구사회적 특성과 별개로 지역사회 참여, 이웃과 유대와 신뢰 등 사회적 자본에 영향력을 발휘할 수 있기 때문이다(곽현근, 2003). 개인의 주거비 부담은 지역의 주거비에 비례하여 증가하는 경향이 있으므로, 주거비 부담이 큰 지역의 전반적인 사회경제적 여건이 양호하여 사회적 포용성이 높을 수 있다. 따라서 이 연구에서처럼 지역 수준의 주거비가 통제되지 않은 상황에서 개인의 주거비 부담은 그 자체의 부정적 효과와 지역의 사회적 자본을 대리하여 갖는 긍정적 효과가 상쇄하여 분명치 않은 결과가 나온 것으로 해석된다.

다음으로 공원 만족 변수의 경우 지역사회 참여 활성화에 긍정적인 영향이 유의미한 것으로 도출되었으며(β=0.036, p<0.05), 근린에 제공된 오픈스페이스에 따라 고령자 참여 활동이 벌어질 수 있음을 뜻한다. 비슷한 맥락에서 지역의 녹지 공급 수준이 여가활동 증가에 유의미한 효과를 발휘하는 연구 결과를 참고할 때(윤정미·최막중, 2014), 활동적인 노후를 장려하기 위해서는 심리적, 경제적, 물리적 제약 없이 이용할 수 있는 공원, 가로 등의 개방 공간을 근린을 중심으로 충분히 공급되어야 할 필요성을 제기할 수 있다.

한편 지역 내 거주기간 및 의료시설, 편의시설, 복지시설 접근성 변인의 경우 상호의존에만 유의미한 영향력이 확인되었다. 먼저 거주기간의 증가가 이웃과 상호의존 향상에 유의미하게 기여하고 있는 것은(β=0.090, p<0.01), 한 지역에서 오래 거주함으로써 이웃과 마주치거나 교류하는 기회가 축적되기 때문으로 풀이되며, 지역사회 계속 거주가 이웃과의 애착 및 호혜적 관계를 유지하는 데 기여한다는 선행 연구와 맥을 같이 하는 결과이다(Wiles et al., 2011). 상호의존에 대한 이러한 긍정적 영향과 달리, 거주기간은 지역사회 참여에는 유의미한 영향을 미치지 못하고 있다. 이러한 결과는 지역사회의 다양한 활동 참여가 지역주민 간 상호의존보다 더 적극적 노력과 여건의 확보가 필요하기 때문으로 해석된다. 단순히 한 지역에 오래 거주한다고 해서 활동적 노후로 이어지지 못하며 적절한 주택, 안정적 점유, 이웃 관계망 등 다면적인 정주환경 여건이 뒷받침되어야 지역 참여가 촉진될 수 있음을 시사한다. 아울러 의료시설까지 거리와 여가복지시설 및 편의시설 접근성은 안녕감에 대한 경로에서 유의성이 발견되지 않지만, 상호의존에 대한 경로는 유의한 것으로 분석되었다. 이는 근린환경에서 시설 접근성, 보행환경의 질 등이 고령자 사회적 관계망에 긍정적인 영향을 미침을 확인하는 기존 연구와 유사한 맥락에 있다(박효숙·이경환, 2019). 근린환경의 물리적 여건이 양호할수록 집 밖으로 나와 지역주민을 대면할 기회가 늘어나므로 이웃 관계망이 확장되고 유대감이 증진될 수 있는 것이다. 다만 편의시설은 예상과 다르게 상호의존에 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 근린환경의 생활편의시설 접근성은 이웃 관계나 소속감과 같은 커뮤니티 의식 향상에 긍정적으로 영향을 미칠 수 있다(Jun and Hur, 2015; 이경환, 2009). 하지만 편의시설 접근성이 양호한 지역은 상대적으로 상업시설 비율이 높으므로 소음과 혼잡, 사고 등을 야기할 수 있는데, 이러한 근린 무질서는 이웃과 유대관계 감소와 관련성이 높은 것으로 밝혀진 바 있다(곽현근, 2003; Kim, 2010). 본 모형에서는 상업시설 증가로 인한 근린 무질서의 부정적 영향이 고령자 상호의존에 더 크게 작용한 것으로 해석된다. 대중교통시설 접근성은 주관적 안녕에 직접적으로 유의미한 정(+)의 영향을 미치고 있는 것과 다르게, 참여와 상호의존에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 본 모형에서는 지역사회에 기반한 참여와 상호의존을 측정하고 있는데, 고령자들은 근린 내에서 이동 시 보행을 주요 통행수단으로 선택하기 때문으로 해석된다.

또한 흥미로운 결과는 지역사회 참여와 상호의존 간 양방향 경로에서 모두 통계적 유의성이 확인된다는 점이다. 즉 노년기에는 근린시설 방문을 통해서 이웃과 상호의존이 진작되고, 끈끈한 이웃 관계망은 다시금 지역시설 활용을 촉진하는 동기로 작용하는 경로가 반복되고 있다. 다시 말해, 두 변인은 일방향의 인과관계에 있는 것이 아니라 상호 간 긍정적 영향을 주고받는 선순환 관계에 있으며 이로 인해 삶의 만족이 점차 증진될 수 있음이 규명되었다. 두 경로의 영향력을 비교해보면, 참여가 상호의존에 미치는 영향력이(β=0.235, p<0.01) 상호의존이 참여에 미치는 영향력에(β=0.158, p<0.05) 비해 더 큰 수준으로 확인된다. 참여의 상호의존에 대한 긍정적 영향력은 공원, 도서관 등 ‘사회적 인프라’로 불리는 지역시설이 이웃 간 호혜적인 관계 형성을 위한 물리적 배경을 제공한다는 주장에 근거하여 설명할 수 있다(Klinenberg, 2019). 즉 지역사회가 공유하는 장소를 반복적으로 이용함으로써 이웃에 대한 신뢰와 결속이 증진될 가능성이 크며, 특히 사회적 상호작용의 기회가 많지 않은 고령층의 경우 지역시설은 교류의 기회를 제공하는 중요한 장소가 되고 있음을 보여준다. 그리고 반대의 경로를 살펴보면, 이웃과의 긴밀한 관계를 통해서 시설 이용에 대한 정보와 동기뿐 아니라 동네가 안전하고 편안하다는 느낌을 받기 때문에(Wiles et al., 2011) 지역사회 참여를 강화하는 것으로 파악된다. 노년층의 경우 신체적 취약성, 사회적 편견 등으로 인해 활동 참여에서 소극적이고 위축되기 쉬운데, 함께할 만한 이웃이 존재할 때는 이러한 심리적 장벽을 극복하는 데 도움을 줄 수 있는 것이다. 이 같은 결과는 청년층과 다르게 고령자에게는 호혜성이 신체활동을 강화하는 주요 요인으로 규명하고 있는 연구와 상통한다(김지영·전희정, 2021).

이러한 참여와 상호의존 사이의 선순환은 공간적 여건이 다양한 매개 경로를 통해 삶의 만족에 관여할 가능성을 더욱 확대한다. 이를 확인하기 위해, 정주환경 포용성 요인이 삶의 만족에 미치는 간접효과와 총효과를 산출하여 <표 5>에 제시하였다. 사회적 포용성 측면에서 지역사회 참여와 상호의존, 그리고 공간적 포용성 측면에서 양호한 주택 상태, 거주기간, 녹지 만족 변수의 간접효과는 통계적으로 유의미하며, 직접효과와 동일한 정(+)의 부호로 나타나서 긍정적 영향이 더욱 강화됨을 보여준다. 그리고 집안에서 보내는 시간 변수의 경우 간접효과와 직접효과 모두 부(-)의 부호로 도출되어 매개효과를 통해 부정적 영향이 더욱 심화하는 것으로 확인된다. 또한 여가복지시설, 의료시설 접근성의 경우 삶의 만족에 대한 직접효과가 유의하게 나타나지 않았지만, 이웃과의 상호의존을 매개로 하는 간접효과가 유의하게 나타나 삶의 만족에 간접적으로 기여하는 것으로 확인되었다. 곧 이러한 근린시설의 경우 지역에 구축되어 있을 뿐 아니라 실제적인 이용과 사회적 상호작용으로 이어질 때 안녕감 증진에 기여할 수 있는 것으로 보인다.

Table 5.

Direct, indirect and total effects (Model 1)

이상의 결과에서 정주환경 포용성 요인은 고령자의 삶의 만족에 직접적으로 영향을 미칠 뿐 아니라 다른 요인의 포용성으로 확대되는 간접적 경로를 통해 그 영향력이 증진하고 있음이 발견된다. 이를 토대로 고령자의 공간적 포용성을 담보하는 것은 지역사회 참여와 상호의존 증진으로 이어지며, 심리적인 고립과 불안을 극복하여 안녕감이 향상되는 일련의 과정을 설명할 수 있다. 반대로 안정적인 주거를 갖지 못하거나, 근린의 개방성과 접근성이 열악한 곳에서 거주하는 고령자의 경우, 참여 활동 기피나 이웃 관계망에서 소외를 초래하여 삶의 질이 저하되는 악순환이 발생할 수 있음을 보여준다.

Ⅴ. 소득 및 연령에 따른 차별적 영향 분석

이 장에서는 소득 및 연령 집단에 따라 정주환경 포용성이 주관적 안녕에 이르는 경로와 영향력이 차별적인가를 검증하기 위해(H5), 다중집단 구조방정식 모형을 시행하였다. 다중집단 모형의 경로계수를 비교하기에 앞서, 집단 간 동일성을 검증하기 위한 다중집단 확인적 요인분석을 시행하였다. 이는 집단 사이에 측정 도구를 동등하게 인식하는지를 검증하기 위한 과정으로, 경로계수의 차이가 측정 도구에서 기인한 것이 아님을 판단하기 위한 것이다. 무제약 모형과 순차적으로 추가적 제약을 가한 모형의 적합도를 비교하여 그 차이가 크지 않은 것을 확인하여, 집단 간 형태 및 측정 동일성이 확보됨을 검증하였다. 이후 소득에 따른 다중집단모형의 분석 결과는 <표 4>의 ‘모형 2’에, 연령에 따른 다중집단모형의 분석 결과는 ‘모형 3’에 제시하였다.

1. 소득수준에 따른 다중집단모형 분석 결과

소득수준에 따른 다중집단 구조방정식모형의 분석 결과를 도식화하여 <그림 3>에 제시하였으며, 소득별 집단에 따라 정주환경 포용성 요인과 주관적 안녕 간 경로를 중심으로 비교해보면 다음과 같다.

Figure 3.

Multiple-group SEM results comparison by income groupNote 1: Control variables, correlations among the independent variables and the coefficients of some paths are not shown to simplify the presentation.Note 2: Solid lines indicate that the effects are statistically significant, and dotted lines indicate that the effects are statistically insignificant.P=Participation, I=Interdepence, SWB=Subjective well-being, *p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01

먼저 두 집단에서 공통적으로 유의미한 영향요인으로 확인된 항목은 참여, 상호의존, 양호한 주택, 자가 점유, 대중교통 만족 변인으로, 안녕감에 정(+)의 영향력을 발휘하는 것으로 나타났다. 하지만 일부 변인의 경우 집단별로 통계적 유의성이 상이하게 확인되었다. 고소득 고령자에게 장기거주, 녹지 만족 변인은 안녕감 증진에 유의미한 영향요인으로 분석되지만, 저소득 고령자에게는 그렇지 않았다. 반면에 저소득 집단에게는 고소득 집단에게 유의하지 않았던 집안에서 보내는 시간, 여가복지시설 변인에서 유의미한 영향력이 확인되었다. 하지만 이러한 차이는 개별 경로의 통계적 유의성 여부를 검증한 결과일 뿐 집단별 차이를 확인해주는 것은 아니므로, 집단 간 경로계수 차별성을 통계적으로 검증하기 위한 Wald test 결과를 확인할 필요가 있다.

이에 따라 모형 4-2의 오른편에 제시한 Wald test 결과치를 살펴보면 상호의존, 집안에서 보내는 시간, 대중교통 만족 변수에서 집단 간 차이가 통계적으로 유의한 것으로 확인된다. 또한 세 변수의 표준화계수 모두 저소득 집단에게 더 큰 것으로 분석되어, 예상했던 바와 같이 정주환경 포용성이 안녕감에 미치는 영향력은 취약한 집단에게 더 큼을 확인해준다. 이러한 내용은 저소득 고령자의 삶의 질 제고를 위해서 근린환경에 대한 고려가 더욱 필요함을 강조하는 내용을 뒷받침한다(이희연 외, 2015).

우선 주관적 안녕에 대한 상호의존의 영향력이 고소득 집단(β=0.078)에 비해 저소득 집단(β=0.151)에게 1.9배가량 큰 것으로 나타났다. 이는 배제에 처하거나 홀로 거주하는 등 상대적으로 취약한 상태에 있는 고령자에게 사회적 지지의 영향력이 더욱 큰 것으로 보고하고 있는 선행연구의 결과와 유사한 맥락에 있다(Lee and Chou, 2019; Stahl et al., 2017). 이러한 결과는 경제적 어려움으로 인한 불안정이 가중되는 상황에서 이웃과 끈끈한 관계는 스트레스를 극복하는 데 상당한 도움을 주는 것으로 해석된다. 또한 저소득 집단이 맺고 있는 사회적 관계망 가운데 주거지에 기반한 이웃관계망의 비중이나 의존도가 높은 상황에 기인한 결과로 보인다. 저소득 고령자의 경우 홀로 거주하거나 과거 불안정한 경제활동을 경험한 경우가 많아서 가족, 동료 등과 긴밀한 관계망을 유지하는 데에 어려움이 있는 경우가 많기 때문이다.

그리고 집안에서 보내는 시간 변수의 유의성이 저소득 고령자에게만 확인되는 결과는 이들이 안락하고 편리한 주택환경을 갖추지 못하여 집안에서 편안한 회복의 시간을 보내고 있지 못한 상황을 반영하는 것으로 해석된다. 또한 저소득 고령층의 경우 집에서 TV 시청과 같은 소극적 여가 행태가 두드러진다는 내용을 고려할 때(허지정·최막중, 2017) 저소득 고령자는 주로 집안에서 무료한 시간을 홀로 보내는 경우가 많아 외로움과 고립감을 극복할 만한 여건이 부족할 것으로 파악된다. 한편 저소득(β=0.106) 집단에게 대중교통시설의 영향력은 고소득(β=0.046)의 2.3배 수준으로 분석되었으며, 통계적 유의성도 저소득 집단이 더 높게 나타났다. 저소득 고령자는 자가용 보유율이 낮고 가족, 친구 등에 의한 도구적 지원 기능 또한 미흡하므로, 지역의 대중교통수단 이용이 더 빈번하기 때문으로 이해된다.

다음으로 주목할 만한 결과는 지역사회 참여와 상호의존 사이의 경로에서 발견된다. 지역사회 참여가 상호의존에 미치는 영향은 두 집단에게 모두 유의하지만(고소득 β=0.137, p<0.05; 저소득 β=0.309, p<0.01), 상호의존이 참여에 미치는 영향은 저소득 고령자에게만 유의한 것으로 분석되었다(고소득 ns; 저소득 β=0.309, p<0.01). 즉, 저소득 고령자의 경우 이웃과의 유대관계가 지역 참여를 위한 중요한 조건이 되지만, 고소득 고령자에게는 그렇지 않아서 상대적으로 독립적인 참여 행태가 파악된다. 이러한 결과는 지역 참여활동에 있어 저소득 집단이 겪는 제약이 상대적으로 큼을 보여주며 이들의 참여를 독려하기 위해서는 이웃간 유대관계를 강화하기 위한 지원이 수반되어야 함을 시사한다.

추가적으로 주관적 안녕감에 대한 각 변인의 상대적 영향력을 비교하기 위해 <표 6>에 총효과를 산출하고 표준화계수 크기에 따른 순위를 제시하였다. 참여와 상호의존 사이의 선순환은 저소득 집단에게만 유효하게 나타나므로, 간접효과를 통한 영향력의 증폭 수준은 대부분 저소득 고령자에게 더 큰 것으로 확인된다. 고령자 안녕감의 핵심적 결정요인은 건강과 주택 상태로 나타났는데 가장 큰 영향력을 발휘하는 항목은 집단 간 차이가 있다.¹⁵⁾ 고소득 집단의 경우 양호한 ‘건강’, 저소득 집단의 경우 ‘주택 상태’의 영향력이 더 큰 것으로 도출되었다. 저소득 고령자의 경우 물리적인 주택환경이 상대적으로 열악하여 이에 대한 개선 욕구가 상당히 큰 상황을 반영하는 결과로 보인다. 또한 이들은 한정된 경제적 자원으로 인해 자립적인 환경 개선이 어려운 경우가 많으므로, 안전하고 건강한 주택환경에 대한 지원이 마련될 필요성이 제기된다.

Table 6.

Direct, indirect and total effects by groups (Model 2 & Model 3)

다음으로 참여와 상호의존의 순위에서도 차이가 발견된다. 고소득 집단은 참여가 2순위, 상호의존이 4순위로 나타나지만, 저소득 집단은 상호의존이 3순위, 참여가 5순위로 나타났다. 즉 주관적 안녕감 증진에 있어 고소득 집단의 경우 ‘참여’ 활동, 저소득 집단의 경우 이웃과의 ‘상호의존’ 관계가 더 중요한 요인으로 분석되었다. 이러한 결과는 소득수준에 따라 지역사회에서 충족되어야 할 욕구가 상이함을 의미하므로 차별적인 사회적 지원의 필요성을 제기한다. 하지만 저소득 집단의 경우에도 참여가 상호의존 증진을 매개로 안녕감 형성에 미치는 간접효과가 상당한 것으로 나타나므로, 지역 참여 독려는 여전히 중요하게 다뤄져야 할 것이다. 또한 저소득 고령자에게 자가 점유, 공간적 고립 항목의 중요성이 큰 것에 특기할 만한데, 표준화계수의 크기가 고소득 집단에 비해 각각 1.5배와 3.1배 수준으로 현저히 높게 나타났다. 이들 항목은 고령자 정책에서 일반적으로 강조되는 적극적인 활동, 지역 내 장기거주에 비해 큰 영향력을 발휘하고 있기 때문에, 저소득 집단의 경우 안정된 주거 점유 보장이나 공간적 고립 방지에 대한 대응이 중요하게 고려될 필요가 있음을 시사한다.

이상의 분석 결과는 저소득 고령자의 경우 지역사회에서 제공하는 자원과 서비스를 통해 개인적 어려움의 극복를 돕는 정주환경 포용성의 역할이 고소득 고령자보다 더 중요함을 확인해준다. 저소득 고령자는 개인 차원에서 물적, 사회적 자원 등이 취약하여 지역환경를 통한 지원체계가 삶의 안정에 기여하는 바가 더욱 크기 때문이라 할 수 있다.

2. 연령대에 따른 다중집단모형 분석 결과

다음으로 만 75세를 기준으로 구분한 전기 및 후기고령자를 대상으로 다중집단모형을 분석한 결과를 <그림 4>에 제시하였다. 소득에 따른 집단과 유사하게, 참여와 상호의존, 주택 상태, 자가 점유, 대중교통 변인은 두 집단의 삶의 만족에 공통적으로 직접적인 영향력을 발휘하고 있다. 반면에 장기거주, 편의시설 접근성 변인은 전기고령자 삶의 만족에만 유의미한 영향요인으로 나타나며, 집안에서 보내는 시간 변인은 후기고령자의 만족감 감소에만 유의미한 영향력을 미치는 것으로 확인되었다.

Figure 4.

Multiple-group SEM results comparison by age groupNote 1: Control variables, correlations among the independent variables and the coefficients of some paths are not shown to simplify the presentation.Note 2: Solid lines indicate that the effects are statistically significant, and dotted lines indicate that the effects are statistically insignificant.P=Participation, I=Interdepence, SWB=Subjective well-being, *p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01

이들 가운데 Wald test를 통해 집단 간 차이가 유의한 것으로 검증된 변인은 주택 상태, 집안에서 보내는 시간, 그리고 편의시설 접근성이다. 양호한 주택 상태의 경우 후기고령자가(β=0.394, p<0.01) 전기고령자(β=0.311, p<0.01)에 비해 영향력의 크기가 더 큰 것으로 확인되었다. 이는 연령이 증가할수록 기능적 취약성과 환경에 대한 통제력이 약화되기 때문에 안전하고 적절한 주거환경에 대한 필요가 커지기 때문으로 해석된다. 한편 집안에서 보내는 시간이 삶의 만족에 미치는 영향력은 후기고령자에게만 발휘되고 있는데(β=-0.116, p<0.01), 이들이 비자발적 고립의 상태에 있음을 암시한다. 따라서 주변 환경의 조건에 더욱 민감한 후기고령자가 독립적으로 집 밖으로 나와 여유시간을 보낼 수 있도록 보행로나 쉼터 등이 세심하게 배려된 환경이 필요할 것으로 보인다. 그리고 편의시설 만족 변인의 경우 전기고령자에게만 유의미한 영향요인으로 확인되고 있는 것은 근린의 상점, 음식점과 같은 시설의 경우 전기고령자의 이용이 상대적으로 활발하기 때문으로 해석된다.

그리고 지역사회 참여와 상호의존 사이의 경로에서 양방향 인과관계는 후기고령자의 경우에만 유의미한 것으로 나타났다. 이러한 결과는 앞서 저소득 집단에게만 참여와 상호의존 사이의 선순환이 검증된 결과와 유사하며, 개인적 자원이 취약한 집단에게 정주환경의 파급력이 더욱 큼을 재확인해주고 있다. 상호의존이 참여에 미치는 긍정적 영향은 후기고령자에게만 유의하게 확인되는데(전기 ns; 후기 β=0.253, p<0.01), 이들은 저소득 집단과 마찬가지로 지역시설 이용 시 동반하는 이웃 관계망이 활동 수준을 결정하는 데 중요한 요인임을 보여준다. 후기고령자 집단은 나이로 인한 소외감과 부정적 시선이 강화되어 지역 참여 활동이 더 위축될 수 있고, 이를 극복하는 데 이웃 관계망이 유효한 역할을 하는 것으로 이해된다.

다음으로 <표 6>을 통해서 연령별 집단에 따라 정주환경 포용성 변인들의 상대적 영향력을 비교해보면 다음과 같다. 우선 주관적 안녕을 결정하는 가장 중요한 요인은, 후기고령자의 경우 ‘물리적 주택 상태’, 전기고령자의 경우 ‘양호한 건강’으로 나타났다.¹⁶⁾ 후기고령자는 상대적으로 움직임이 어렵고 자발적인 외출이 어려워서 집 안에서 보내는 시간이 길어지며, 신체적 기능이 더욱 취약하여 구조, 냉난방 등 적절한 주택환경을 갖출 필요성이 증가하기 때문으로 해석된다. 두 집단 모두에게 세 번째로 영향력이 큰 요인은 동일하게 ‘자가’ 여부로 나타났으나, 전기고령자(β=0.153)에 비해 후기고령자(β=0.204)의 계수가 약 1.3배 수준으로 더 컸다. 4~5순위에 해당하는 항목은 상호의존과 참여인데 우선순위는 집단별로 다르게 나타났다. 후기고령자의 경우 ‘참여’의 영향력이 더 컸지만, 참여와 상호의존의 표준화계수의 크기는 유사한 수준이다(참여: β=0.159, 상호의존: β=144), 하지만 전기고령자의 경우 참여의 영향력이 ‘상호의존’보다 작았으며, 후기고령자의 약 0.67배 수준으로 낮게 나타났다(참여: β=0.106, 상호의존: β=131). 이러한 결과는 이 연구에서 복지관, 체육시설, 공원 등과 같이 지역사회가 공유하는 시설 방문으로 참여를 측정한 것과 관련이 있어 보인다. 활동의 자율성과 독립성 측면에서 더 나은 전기고령자의 경우 지역사회를 벗어난 사회적 활동 참여 기회가 더 많아 이들에게 참여의 영향력은 후기고령자보다 낮게 나타난 것이다. 이는 상대적으로 젊고 이동 능력을 갖춘 도시 고령자를 고려하여 근린뿐 아니라 광역 차원에서 다양한 위계를 갖고 고령자 여가시설을 공급할 필요성을 제기하는 기존 연구를 뒷받침한다(정유선·최막중, 2014). 또한 공간적 폐쇄 수준을 설명하는 집안에서 보내는 시간의 계수는 후기고령자(β=-0.145)가 전기고령자(β=-0.053)의 약 2.7배 수준으로 커서 확연한 차이가 드러났으며, 공간적 고립도가 후기고령자의 삶의 질 저하를 초래할 위험이 더욱 큼을 보여준다.

이 같은 내용을 토대로 노년기 내에서도 생애주기 단계에 따라 삶의 만족 진작을 위해 충족되어야 할 욕구나 필요가 차별적임을 설명할 수 있으며, 연령대에 따라 세분하여 고령자 특성을 이해하고 이에 맞춘 정책적 대응이 필요함을 제기할 수 있다.

Ⅵ. 결론 및 시사점

본 연구는 신체적·경제적 조건뿐 아니라 환경적 여건으로 인해 다양한 기회 제약 및 삶의 질 저하를 겪기 쉬운 고령자 특성을 고려하여, ‘정주환경 포용성’이 노년기 주관적 안녕 향상에 중요한 역할을 할 것으로 주목하였다. 이에 따라 정주환경 포용성의 구성차원과 고령자 주관적 안녕의 구조적 관계를 실증적으로 규명하였다. 추가로 고령자 집단을 세분화하여 연령 및 소득수준에 따른 정주환경 포용성의 차별적인 영향력을 검증하였으며, 분석 결과의 주요한 내용은 다음과 같다.

첫째, 소득, 연령과 같은 개인적 특성이 동일할 때 정주환경의 공간적 포용성은 직접적으로 고령자 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로 양호한 주택 상태, 자가 점유, 장기거주, 공원 및 대중교통시설 만족은 정(+)의 영향, 집 안에 있는 시간의 증가는 부(-)의 영향이 유의미한 것으로 확인되었다. 곧 안정성, 개방성, 접근성을 갖춘 주거 근린은 나이 듦으로 인한 심리적 위축과 불안을 극복하고 삶의 안정감, 독립성 등을 회복하여 긍정적인 노후에 기여할 수 있음을 뜻한다. 특히 물리적인 주택 상태 및 점유 형태의 영향력이 상당히 크게 나타나, 노년기 안녕감 향상에 있어 주거 안정이 필수적인 항목으로 드러났다. 이 같은 결과는 노년기는 신체적 기능이 취약하고 지속적인 상실을 경험하는 시기인 만큼, 적절한 주거 확보 및 안정적인 생활권 유지를 지원하는 것이 중요함을 보여주고 있다.

둘째, 정주환경의 사회적 포용성, 곧 지역사회 참여와 이웃과의 상호의존 또한 고령자 주관적 안녕에 직접적인 정(+)의 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이는 지역시설을 함께 이용하면서 공통된 경험을 축적하거나 가까이에 거주하는 이웃과 긴밀한 관계를 유지함으로써, 노년기의 소외감과 무력감을 경감하고 사회의 일원으로서 소속감과 연대감을 경험하기 때문으로 풀이된다. 이는 공식적 참여나 전문가에 의한 지원체계가 별개로 집 주변에서 이뤄지는 일상적·비공식적 활동 및 이웃과의 상호돌봄이 고령자 삶의 질 진작에 중요하게 기여하고 있음을 확인해주는 결과라 할 수 있다.

셋째, 고령자가 정주하는 공간적 여건은 안녕감에 직접적인 영향을 미칠 뿐 아니라, 참여 및 상호의존을 매개로 하여 간접적인 영향력을 미치는 것으로 분석되었다. 즉 포용적 정주공간은 단순히 양질의 공간을 넘어 사회적 참여와 상호작용을 촉진하여 사회적 배제 방지에 실제적으로 기여하는 것으로 발견된다. 주거 안정성은 노년기 정체성 유지와 심리적 회복을 돕고, 근린의 개방성과 접근성은 고령자의 외부활동을 위한 물리적 토대를 제공하며 사회적 교류나 참여에 대한 구조적 장벽을 완화하기 때문이라 할 수 있다.

넷째, 지역사회 참여와 상호의존은 서로 간에 정(+)의 영향을 주고받는 상호 관계에 발견되는 것에 주목할 만하다. 곧 지역사회가 공유하는 시설을 이용함으로써 이웃과의 상호의존성이 증진되고, 높아진 이웃과의 유대관계를 토대로 다시금 활동 참여가 촉진되는 선순환의 과정을 통해 안녕감이 더욱 증진되는 과정이 검증되었다. 다만 이러한 경로는 저소득 및 후기고령자 집단에게만 유의하며, 고소득 및 전기고령자 집단의 경우 참여가 상호의존을 증진하는 일방향의 관계만 유의한 것으로 드러났다. 이는 저소득이나 후기고령자의 경우 지역 참여에 대한 심리적 장벽을 알고 지내는 이웃과의 관계망을 통해 어느 정도 극복하고 있음을 의미한다.

다섯째, 정주환경 포용성이 주관적 안녕에 미치는 경로에서 소득 및 연령 집단에 따른 차별성이 확인되었다. 저소득 집단의 경우 고소득 집단에 비해 이웃과의 상호의존, 공간적 고립, 그리고 대중교통이 삶의 만족에 미치는 영향이 유의하게 더 큰 것으로 나타났다. 그리고 후기고령자 집단의 경우 전기고령자에 비해 주택 상태, 공간적 고립이 미치는 영향이 더욱 큰 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 고령자 내부에서도 세부적인 집단 특성에 따라 삶의 질을 결정하는 요인이나 영향력이 상이함을 보여주며, 특히 개인의 신체적·경제적 역량이 취약한 집단의 경우, 포용적인 정주환경의 영향력이 더욱 크고 중요함을 보여준다.

이상의 연구 결과를 토대로 다음과 같은 시사점을 논의할 수 있다. 첫째, 노년기 삶의 질을 위해서는 건강, 소득 등 개인적 차원의 지원과 함께 정주공간의 포용성을 도모하는 정책이 함께 다뤄져야 할 것이다. 현재 고령층을 대상으로 한 정책은 경제적·의료적 지원에 치중되고 있으며, 공간적 차원에서는 고령자 시설이나 주택 공급 등 단편적인 사업 위주로 시행되고 있어(양재섭·성수연, 2021) 근본적으로 독립적인 일상을 누리기 위한 관점에서 지원하고 있지 못하다. 이에 일상적인 생활공간 속에서 고령자의 불편함을 최소화하고 안정적인 거주를 담보하며 집 밖으로 쉽게 나와 외부환경을 이용할 수 있도록 물리적 장벽 개선을 위한 확장적인 노력이 요구된다. 도시계획적 차원에서 고령자 이용 시설을 접근성이 좋은 곳에 입지시키고 보행환경의 편의성, 안전성을 제고하는 등 포용적 정주환경 조성을 통해 노년기 기회 제약을 완화하는 것이 중요한 과제라 할 수 있다.

둘째, 정주환경 포용성의 구성차원 간 복합적인 연관성이 검증되었으므로, 정주환경의 물리적 여건과 사회적 지원을 연계한 복합적인 대응을 고려할 필요가 있다. 적극적인 노후를 위해서는 단순한 활동 독려 정책만으로는 부족할 수 있으며 근린시설의 공급, 근린 환경의 물리적 개선, 이동성을 보완하는 대중교통서비스 등 도시계획적 노력이 함께 수반되어야 한다. 또한 고령에 대한 편견, 차별 등으로 인한 심리적 위축을 극복하기 위해서 이웃 관계망 형성 및 고령자를 위한 다양한 프로그램 마련을 통하여 지원할 필요성이 크다. 마찬가지로 지역사회 계속 거주 정책의 경우 시간적 측면에서 장기거주뿐 아니라 적절한 주거 근린환경을 갖추고 사회적 교류를 지속할 수 있도록 종합적인 지원 방안이 필요하며, 도시계획 및 설계, 복지, 보건 등 제반 분야가 함께 협력할 때 정책적 효과가 배가될 수 있을 것이다.

셋째, 다양해진 고령자 특성을 반영하는 정책적 대응이 필요하다. 신체, 경제적으로 취약한 고령자의 경우 독립적이고 활동적인 생활을 영위하는 데 있어 주변 환경의 조건이 다른 집단보다 더욱 큰 중요성을 갖는 것으로 확인되므로, 정주환경 포용성은 특히 저소득, 후기고령자에게 더욱 강조되어야 할 것으로 보인다. 따라서 이들이 밀집한 근린지역을 대상으로 공원, 복지관 등을 공급하고 보행환경을 확보하는 등의 방안을 우선하여 검토할 필요가 있다. 또한 저소득 및 후기고령자의 경우 이웃과의 긴밀한 관계가 지역 참여의 중요한 동인이 되기 때문에, 이웃과의 호혜를 증진하고 사회적 고립을 방지하는 것 또한 중요한 과제라 할 수 있다. 한편 고소득 및 전기고령자의 경우 상대적으로 활동 범위가 넓고 근린을 벗어난 참여 활동이 활발한 것으로 예상되므로, 이들의 욕구를 충족시키기 위해 고령자 여가시설을 다양화하려는 시도도 병행되어야 할 것이다.

이 연구는 정주환경의 포용성이 다른 차원의 포용성과 연결되어 고령자 안녕감 향상에 이르는 구체적인 경로를 밝히고, 더욱 취약한 집단에게 그 영향력이 더 큼을 규명하였다는 점에서 의미가 있다. 그러나 2차 자료를 이용함에 따라 정주환경에 대한 주관적인 응답을 기초로 분석을 수행하여, 객관적이고 세부적인 측정 도구를 활용하지 못하였다는 한계가 있다. 따라서 향후 정주환경 포용성을 설명하는 요인을 정밀하게 포함할 수 있도록, 설문조사나 사례 분석 등이 이루어질 필요가 있다. 주관적 안녕은 삶의 만족, 긍정적 정서 등을 포괄하는 다면적인 개념이지만 본 연구에서는 종합적으로 구성한 삶의 만족에 한정하여 정주환경 포용성의 영향력을 분석하였다. 후속 연구에서는 고령자의 다면적인 주관적 안녕에 대해 정주환경이 미치는 차별적인 영향에 대해 비교 분석할 수 있을 것이다. 또한 이 연구는 주거지 인근에 초점을 맞추어 안녕감에 미치는 영향을 분석하고 있으나, 공간환경의 위계에 따라 그 영향력의 차이가 나타날 수 있다. 따라서 미시 수준의 정주환경뿐 아니라 더 넓은 공간적 범위인 자치구나 도시 단위 환경의 영향력을 검토하는 후속 연구가 시도될 필요가 있다.

Acknowledgments

이 논문은 주저자의 박사학위 논문의 일부를 수정·보완하여 작성하였으며, 교육부 및 한국연구재단의 4단계 두뇌한국21(4단계 BK21 사업)의 지원을 받아 수행되었음(No.5120200113713).

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