[ Article ]

Journal of Social Science - Vol. 30, No. 2, pp.181-198

ISSN: 1976-2984 (Print)

Print publication date 30 Apr 2019

Received 01 Mar 2019 Revised 22 Apr 2019 Accepted 22 Apr 2019

DOI: https://doi.org/10.16881/jss.2019.04.30.2.181

고령자의 노인기준연령에 대한 인식이 사회참여에 미치는 영향

이삼식^† ; 최효진

한양대학교 정책학과
한양대학교 고령사회연구원

The Relationship between Perception of Old Age and Social Participation of Older Adults

Samsik Lee^† ; Hyojin Choi

Hanynag University, Institute for Aging Society at Hanyang University
Hanynag University, Institute for Aging Society at Hanyang University

Correspondence to: ^†이삼식, 한양대학교 정책학과 교수, 서울시 성동구 왕십리로 222 HIT 316호, E-mail : lss2323@hanyang.ac.kr

초록

본 연구의 목적은 현재 ‘노인’으로 규정되고 있는 65세 이상 인구의 노인기준연령에 대한 인식을 살펴보고, 노인기준연령에 대한 인식이 사회참여에 미치는 영향을 분석하는 것이다. 분석자료로 보건복지부와 한국보건사회연구원에서 수행한 ‘2017년도 노인실태조사’ 원자료를 사용하였으며, 대리응답을 제외한 10,073명을 분석대상으로 하였다. 주요 연구결과는 다음과 같다. 첫째, 현재 ‘노인’으로 규정되고 있는 65세 이상의 개인들 중 65세를 노인의 기준연령이라고 생각하는 비율은 12.8%에 불과하였으며, 절반 이상은 70세를 노인의 기준연령으로 생각하고 있었다. 둘째, 이항 로지스틱 분석 결과, 노인기준연령에 대한 인식은 여가문화 참여에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않았다. 이와 달리 노인기준연령을 높게 인식할수록 평생교육 활동 및 동호회에 참여할 확률은 더 높게 나타났다. 노인기준연령을 65세로 인식하는 경우에 비해 71~75세로 인식하는 경우에 자원봉사활동에 참여할 확률이 높게 나타났다. 본 연구에서 나타난 결과는 연대기적 나이보다 개인이 갖는 연령 인식이 실제 생활이나 활동에 유의미한 영향을 미치고 있음을 나타내는 것이다. 이러한 연구결과를 토대로 개인적 그리고 사회적 차원에서 건강하고 활기찬 노후를 위한 시사점을 제시하였다.

Abstract

The purpose of this study is to examine the perception of when old age begins (perception of old age) and the impact of the perception of old age on social participation. We used data obtained from the 2017 National Survey of Older Koreans conducted by the Ministry of Health and Welfare and the Korea Institute for Health and Social Affairs, a nationally representative study of older adults aged 65 and over. The sample included 10,073 older adults. We found that older adults had a different idea about old age. In particular, 57.6 percent thought that old age starts at 70 years and only 12.8 percent thought it starts at 65 years. Also, the perception of old age predicted social participation after controlling for socio-demographic variables. In particular, older adults who think that old age starts later had greater participation in lifelong education and club activities. These findings highlight the importance of the perception of old age for an active life.

Keywords:

Perception of Old Age, Perceived Age, Social Participation, Old Adults

키워드:

노인기준연령, 연령 인식, 사회참여, 고령자

1. 서 론

한국 사회에서 문화적으로 그리고 일부 제도(법령)에서 ‘노인’의 기준연령을 65세로 규정하고 있다. 그러나 평균수명이 지속적으로 길어지고 있으며, ‘노년기’로 불리는 생애주기에 진입한 인구의 특징도 변화하고 있다. 보건환경 개선, 생명·의료 기술 발달, 영양수준 향상 등으로 우리나라 전체 인구의 기대수명은 2000년 76세에서 2017년 82.7세로 증가하였으며, 2060년에는 89.5세까지 증가할 전망이다(통계청, 2016). 현 노인세대의 건강수준, 교육력, 직업력 등은 이전 노인세대에 비해 높은 것으로 알려져 있으며(방하남, 2011; 이삼식 외, 2018), 이러한 경향은 베이비붐세대를 포함한 미래 노인세대에게서 더욱 향상될 것이다.

한편, 장기간 지속되고 있는 저출산현상의 여파로 이미 생산가능인구가 감소하기 시작하고 있으며, 그로 인하여 미래에 직면할 노동력 부족을 해소하기 위한 방안 중 하나로 고령인력의 적극적인 활용이 논의되어 왔다(정부합동, 2015). 생산가능인구가 급격하게 감소하는 반면, 이들이 부양해야할 노인인구가 급격하게 증가하여 연금 등 사회보장 부담이 급격하게 늘어날 것에 대비하여 국민연금 수령 개시연령을 연장하는 개혁안이 논의되기도 하였다(국민연금재정추계위원회·국민연금제도발전위원회·국민연금기금운용발전위원회, 2018). 사실 많은 유럽 국가들은 이미 정년이나 연금 수령 개시연령을 65세를 초과한 연령까지로 상향 조정하였거나 그러한 방향으로 개혁을 추진하고 있는 실정이다.

이와 같은 변화는 ‘노인’이 되는 기준을 연대기적 나이인 65세로 두는 것이 맞는가에 대한 사회적 이슈를 불러일으키고 있다. 이미 정부에서는 제3차 저출산고령사회기본계획(2016~2020)을 통해 ‘노인’ 기준에 대한 재정립을 위해 사회적 합의 방안을 마련한다는 계획을 제시한 바 있으며, 최근 대법원 전원합의체에서는 육체노동의 ‘가동연한’을 기존 만 60세에서 만 65세까지도 가능하다고 판결한 바 있다(대법원판결, 2019).

현재 ‘노인’으로 규정되고 있는 65세 이상 인구 사이에서도 ‘노인’으로 생각되는 연령에 대해 다양한 입장을 보이고 있다. 보건복지부와 한국보건사회연구원에서 실시한 ‘2017년 노인실태조사’ 결과에 따르면, 65세 이상 인구가 ‘노인’이라고 생각하는 연령은 평균 71.4세로 나타났으며, 이들 중 86.2%는 70세 이상을, 특히 12.1%는 80세 이상을 노인의 기준이 되는 연령으로 인식하고 있다(정경희 외, 2017).

개인이 생각하는 주관적 연령이나 연령정체성은 연대기적 나이보다 더 많은 의미를 가질 수 있다. 연대기적 연령이 동일할지라도 개인의 신체적·인지적·정신적 건강상태나 경험에 따라 인지하는 연령이 달라질 수 있으며(Choi et al., 2014), 이에 따라 활동 정도, 삶의 질, 행복감 등이 달라지기 때문이다. 이러한 이유로 국외에서는 오래 전부터 연대기적 연령과 연령 인지 또는 주관적 연령 간의 차이에 대한 연구가 상당히 진행되어 왔다(Barak & Schiffman, 1981; Logan et al., 1992; Kaliterna et al., 2002; Borzumato-Gainey et al., 2009; Hess & Dikken, 2010). 그러나 상대적으로 국내에는 주관적 연령과 관련한 연구가 많지 않은 실정이다(김주희, 정영미, 2001; 이금룡, 2008; 장휘숙, 2010; 김미령, 2013; 김미령, 2015; 최은영 외, 2017). 이들 연구는 주관적 연령에 영향을 미치는 요인을 살펴보거나(이금룡, 2008; 김미령, 2015), 주관적 연령이 심리적 요인(자기 존중감, 우울 등)에 미치는 영향을 살펴보았다(장휘숙, 2010). 최은영 외(2017)의 연구에서는 주관적 연령이 사회활동 참여에 미치는 영향을 살펴보기도 하였는데, 사회활동 참여를 지난 1년간 참여한 사회활동의 개수로 측정함으로써, 사회참여 각각이 갖는 특성이 반영되지 않았다는 한계가 있다. 사회참여의 경우 유형별로 각각 다른 성격을 갖기 때문에 분리하여 살펴볼 필요가 있다.

급격히 발전하는 생명공학, 의료기술 등으로 인간의 평균수명이 어디까지 길어질 것인가에 대해서는 많은 논의가 있지만, 한 가지 분명한 것은 과거에 비해 점점 더 길어지는 삶을 살아갈 것이라는 점이다. 따라서 길어진 노후를 활기차게 보내는 것은 개인적으로나 사회적으로 중요한 이슈가 된다. 법·제도적으로 규정한 노인 기준연령은 정년, 사회보장수혜 등과 관련하여 개인의 삶에 중대한 영향을 미칠 것이지만, 개인이 인지하는 ‘노인’ 연령 또한 사회활동에 대한 의지와 실천, 또는 설계 등에 중대한 영향을 미칠 것이다. 개인은 스스로에 대해 젊은 연령인지를 가짐으로써 높은 삶의 만족도를 느끼게 되어 길어진 노후를 성공적으로 보낼 수 있기 때문이다(김미령, 2013).

이러한 관점에서 본 연구는 현재 노인으로 분류되고 있는 65세 이상이 생각하고 있는 ‘노인’의 기준이 되는 연령에 대해 살펴보고, 개인의 노인기준연령에 대한 인식이 사회활동 참여에 미치는 영향을 분석하고자 한다.

2. 선행연구 고찰

1) 연령에 대한 인식

개인이 연령에 대해 갖게 되는 자기인식(self-perceptions)은 해당 문화에서 연령 집단을 바라보는 의미나 이미지를 반영하고 있을 뿐만 아니라, 타인과의 상호작용을 통해 만들어낸 지극히 개인화된 의미를 담고 있다(Logan et al., 1992). 이는 동일한 연령대에 있더라도 개인들마다 다양한 차이가 있음을 의미하는 것으로, 연대기적 나이보다 대안적인 차원에서 개인이 주관적으로 인식하고 있는 연령을 측정하는 것의 필요성을 가져왔다.

주관적 연령을 측정하는 방법은 학자마다 다양하게 제시되어 왔다. Kastenbaum 외(1972)는 본인이 스스로 인지하는 연령의 개념으로 “개인적 연령(personal age)”이라는 개념을 개발하였는데, 이 개인적 연령은 4가지 영역 즉, 스스로를 몇 살로 생각하는지(feel-age), 몇 살로 보는지(look-age), 특정 연령대의 사람들이 선호하는 행동을 얼마나 하는지(do-age), 자신의 관심사가 특정 연령대의 사람들과 얼마나 유사한지(interest-age)로 구성되어 있다(Berg, 2007). 이러한 4가지 영역의 연령과 개인이 일반적으로 연령에 대해 가지고 있는 생각, 응답자의 연대기적 연령 등을 종합하여 최종적으로 개인적 연령을 측정하게 된다(Barak & Schiffman, 1981). Barak와 Schiffman(1981)은 주관적으로 생각하는 연령을 측정하기 위하여 인지연령(cognitive age)을 제안하였다. Kaliterna 외(2002)는 주관적 연령을 인지 연령(cognitive age), 희망 연령(desired age), 동료와 비교하였을 때 스스로 인식하고 있는 연령인 비교 연령(comparative age) 3가지로 측정하였다.

연령에 대한 주관적 인식에는 여러 요소가 영향을 미칠 수 있다. 먼저, 성, 건강상태, 혼인상태, 경제활동여부 등 인구사회학적 특성에 따라 차이가 나타날 수 있다. 남성과 여성은 연령에 대한 사회적 의미를 다르게 인지하는 경향이 있는데(Sttersten & Mayer, 1997), 실제 연령과 주관적 연령 간의 차이는 여성에게서 더 크게 나타나기도 한다(Montepare et al., 1989). 건강상태에 따라서는 신체적으로 건강할수록 본인의 실제 나이보다 젊게 인식하는 경향이 있다(Henderson et al., 1995; Bowling et al., 2005; Choi et al., 2014). 혼인상태는 상이한 결과를 보이는데, 결혼을 한 경우, 실제 연령보다 젊게 느끼는 것으로 나타나기도 하고(Henderson et al., 1995), 결혼 상태에 따른 차이가 나타나지 않기도 한다(Blau, 1956). 특히, 사별의 경우 사회적인 의미보다는 자연스러운 현상의 하나로 간주되기 때문에 사별 여부는 주관적 연령인식에 큰 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다(Blau, 1956). 은퇴를 한 경우에는 일하고 있는 경우에 비해 스스로를 노인이라고 인식하는 비율이 높게 나타났는데, 이는 은퇴로 인한 젊은층과의 연결망 축소와 은퇴가 갖는 사회적 의미에 의한 결과일 것이다(Blau, 1956).

연령에 대한 개인의 인식은 자신의 활동, 행동, 관심사, 외향적인 부분에 대한 스스로의 평가에 의해 형성되기도 한다(Borzumato-Gainey et al., 2009). 고령자들은 자신의 동료 집단과 비교하였을 때, 본인의 처지가 열악하다고 생각하게 되면, 더 나이가 든 것으로서 연령 정체성을 갖는 경향이 있다(Bultena & Powers, 1978). 이와 같이 본인의 연대기적 나이와 개인이 인식하고 있는 나이간의 차이가 발생하는 것은 사회문화적 요인, 예로 사회적 낙인, 생활방식의 변화 등에 영향을 받은 결과이다(Hess & Dikken, 2010). 즉, 사회적으로 낙인을 받는 집단, 예로 노인에 대한 부정적 이미지로부터 심리적으로 자신을 분리시키는 방법의 일종인 것이다(Weiss & Lang, 2012). 연령에 대한 편견이나 낙인은 나이가 들어가면서 누적적으로 형성되기 때문에, 본인이 ‘노인’으로 규정되는 연령층에 속해있을 때에는 이미 자신이 ‘노인’에 대해 가지고 있는 부정적인 편견을 떨쳐내기 어려울 것이다(Levy et al., 2002). 대개는 나이가 많을수록 본인의 연대기적 연령보다 스스로를 더 젊게 인지하는 경향이 있는 것으로 나타나나(Chua et al., 1990), 일부 연구에서는 고연령층에서는 연대기적 연령과 연령정체성 혹은 주관적 연령에 대한 인식의 차이가 나타나지 않는다는 것을 보고하고 있기도 하다. Hess와 Dikken(2010)의 연구에 의하면, 80세 이상의 고연령층에 속한 사람들은 연령정체성을 본인의 실제 나이와 동일하게 인식하는 경향이 나타났는데, 본인의 건강수준에 대한 주관적 평가가 낮고 일상생활에서의 활동 제약이 많은 경우 자신의 실제 나이로 동일시하기 때문이며, 또한 80세는 사회적 낙인에 대하여 크게 개의치 않기 때문으로 보고 있다.

요컨대, 연령에 대한 주관적 인지는 고령자가 나이가 들어가면서 사용하는 적응 전략의 의미를 갖는다(Keys & Westerhof, 2012). 따라서 연령과 관련한 사회적 편견이나 반감을 다루려는 개인의 능력은 노후 적응 정도의 중요한 요소가 될 것으로 예상해 볼 수 있다.

2) 연령에 대한 주관적 인식과 활동적 노후 간의 관계

주관적 연령은 개인의 행동, 심리적 기능, 수명 등에 영향을 미치게 된다(Kotter-Gruhn et al., 2016). 주관적인 연령을 높게 인식할수록 젊음의 상실, 직업이나 직위의 상실, 건강의 상실, 배우자의 상실 등을 경험할 가능성이 높으므로 우울에 취약할 수 있다(Baum & Boxley, 1983; 장휘숙, 2010; Cerino & Leszczynski, 2015). 또한 본인의 실제 나이보다 연령 정체성이 더 높은 경우에는 사회적으로 기대되는 행동과 본인이 갖는 정서나 인지 수준에서 차이가 발생하여 스트레스에 취약할 수 있다(Galambos et al., 2003; Uotinea et al., 2005; Benson, 2014). Rippon와 Steptoe(2015)의 연구에서는 개인의 건강상태를 통제한 이후에도 본인과 동일한 실제 나이의 또래보다 더 나이가 들었다고 인지하는 경우에 사망 위험이 더 큰 것으로 나타났다.

반대로 고령자가 본인의 실제 나이보다 더 젊은 나이로 인식할 경우, 삶의 만족도, 자기존중감, 자아정체성, 주관적 건강상태 등이 더 좋게 나타나는 것으로 보고되고 있다(Cotter & Gonzalez, 2009; 장휘숙, 2010; Stephan, 2013; 최은영 외, 2017). 노인이 자신에 대해 젊은 연령인지를 가지고 있는 것은 높은 삶의 만족도와 연계된다(김미령, 2013). 이는 젊은 연령인지를 가질수록 신체적 혹은 사회적 활동이 활발하기 때문일 것이다(Wilkes, 1992; Caudroit et al., 2012; Wienert et al., 2015; 최은영 외, 2017; Ye & Post, 2018; Agrigoroaei, 2018). Ye 와 Post(2018)는 고령층에 속한 사람들 중 자신을 젊다고 생각하는 경우, 본인이 속하고 싶은 젊은 연령집단의 행동은 따라하고 비교집단(고령집단)에 비해 본인의 능력을 더 높게 평가함으로써 경제활동에 대한 참여가 증가한다고 설명하였다. Wilkes(1992)의 연구에 의하면, 젊은 연령인지를 가진 여성은 더욱 일 지향적이고 여가·문화와 관련한 활동에 더 많이 참여하는 것으로 나타났다. 또한, 본인의 실제 나이에 비해 젊다고 느낄수록 자기 효능감이 높아져 신체적 활동에 대한 의향을 높이는 것으로 나타났다(Caudroit et al., 2012). 유사하게 Bowling 외(2005)의 연구에서도 실제 나이보다 더 젊다고 느끼는 경우 사회활동에 더욱 적극적으로 참여하는 것으로 나타났다. 주관적 연령은 신체적 활동을 매개로 인지 기능에도 영향을 미치는 것으로 나타났다(Stephan, 2013). 국내 연구로 최은영 외(2017)에 의하면, 본인 스스로를 비노인이라고 인식할수록 노인으로 인식하는 사람에 비해 인지기능이 높고, 만성질환 개수는 적으며, 우울증의 정도가 낮고, 사회활동 참여 개수는 많은 것으로 나타났다.

연령이 중요하지 않는 사회에서는 연령에 따른 차별이 상대적으로 적어 외부환경으로 인하여 나이에 대해 부정적인 자아감을 형성하게 되는 것이 상대적으로 크지 않을 것이다(김미령, 2013). 그러나 우리나라의 경우 현재의 노인세대는 이전의 노인세대와는 달라진 가치관이나 행동을 보여주고 있음에도 불구하고, 여전히 ‘노인’에 대해 부정적이고 고전적인 고정관념을 가지고 있는 경향이 있다(이금룡, 2008). 이는 실제 현 사회를 살아가는 노인의 라이프 스타일이나 가치관을 사회구조나 인식이 따라가지 못하는 구조 지체(structural age) 현상으로 이어지고 있다(이금룡, 2006). 예를 들어, 최근 육체적 노동을 할 수 있는 나이가 60세에서 65세로 연장되기는 하였지만, 실질적인 은퇴는 50대부터 이루어지고 있어 노동시장에서 이른 나이에 이탈하고 있다. 이처럼 본인이 생각하는 은퇴 연령과 사회적으로 요구되는 은퇴 연령 간의 차이는 고령자의 생활수준 전반에도 영향을 미치고 이는 고령층의 사회적 소외, 배제 등 사회문제로도 이어질 수 있을 것이다.

우리나라의 평균수명은 꾸준히 증가하여 장수 국가 중 하나가 될 전망이다(UN, 2017). 그만큼 길어진 노후를 활기차게 보내는 것은 개인적 차원에서나 사회적 또는 국가적 차원에서 매우 중요한 의미를 갖는다. 앞서 선행연구들에서 살펴보았듯이 고령자의 젊은 연령인지는 개인의 삶의 전반에 걸쳐 다양한 긍정적인 영향을 미치고 있다. 그리고 이러한 개인의 활기찬 노후는 국가적 차원에서도 고령화로 유발될 다양한 사회적 비용을 줄여주는데 영향을 미칠 수 있다는 차원에서 연령에 대한 주관적 인식과 관련한 연구는 중요한 의미를 갖는다.

‘노인’의 연령 기준에 대한 이슈는 오래전부터 논의되어 왔음에도 불구하고, 이와 관련한 국내 연구는 많지 않은 실정이다. 이에 본 연구에서는 노인이 가지고 있는 노인기준연령에 대한 인식을 살펴보고, 실질적으로 이러한 연령에 대한 인식이 활기찬 노후를 보내는 데에 영향을 미치는지 살펴보고자 한다.

3. 연구방법

1) 분석자료 및 분석 대상

본 연구에서는 보건복지부와 한국보건사회연구원에서 실시한 ｢2017년도 노인실태조사｣ 원자료를 분석 자료로 사용하였다. 노인실태조사는 노인복지법에 의해 2008년부터 3년을 주기로 수행되는 조사로서, 65세 이상의 노인이 조사대상이다. 2017년 조사의 표본설계에 사용한 표본추출틀은 통계청의 ‘2010년 인구주택총조사’ 90%자료이며, 17개 시도별로 1차 층화하고, 7개 특별·광역시를 제외한 9개 도와 세종특별자치시 지역은 동부와 읍·면부로 나누어 2차 층화하여 총 934개 조사구가 선정되었다. 조사는 2017년 6월 12일~8월 28일 중 훈련된 조사원을 통한 가구방문 직접면접조사로 수행되었으며, 65세 이상 10,299명(대리응답 226명 포함)이 조사를 완료하였다(정경희 외, 2017).

본 연구의 분석 대상은 대리응답자를 제외한 10,073명이다. 이는 ｢2017년도 노인실태조사｣에서는 일부 항목, 특히 개인의 인식을 살펴보는 항목에 대해서는 대리응답한 경우에는 무응답으로 처리하고 있기 때문이다.

2) 측정도구

(1) 종속변수: 사회참여 여부

종속변수는 사회참여 여부이다. ｢2017년도 노인실태조사｣에서는 지난 1년간 여가·문화(tv 시청, 라디오 청취, 여행 등을 제외한 취미활동), 평생교육, 동호회, 친목단체(동창회, 계모임), 정치사회단체, 자원봉사, 종교활동에의 참여 여부를 질문하고 있다. 이들 중 정치사회단체와 종교활동은 연령에 따른 선택이기보다 신념과 믿음에 기반한 것으로 본 연구에서 분석 대상 분야로 고려하지 않았다. 친목단체(동창회, 계모임)는 특정 출신이나 금전적 이해관계로 제한하고 있다는 점에서 본 분석에서 제외하였다. 결과적으로 누구나 참여가 자유로운 여가문화, 평생교육, 동호회 및 자원봉사를 본 분석의 대상으로 포함하였다. 본 연구에서는 적극적인 사회참여를 중시하여, 평생교육을 tv, 라디오, 인터넷을 통해 참여하는 경우는 평생교육에 참여한 것으로 보지 않았다. 사회참여 유형별로 지난 1년간 참여한 경험이 있는 경우에는 “1”, 참여하지 않은 경우에는 “0”으로 코딩하였다.

(2) 독립변수: 노인기준연령에 대한 인식

독립변수는 분석 대상의 노인기준연령에 대한 인식이다. 노인실태조사에서는 응답자를 대상으로 “귀하께서는 노인은 몇 세 이상이라고 생각하십니까?”라는 질문을 하고 있다. 본 연구에서는 이를 ‘노인기준연령’으로 정의하고자 한다. 노인기준연령은 현재 ‘노인’으로 규정되는 연령이 65세이므로, 65세, 66~70세, 71~75세, 76세 이상으로 구분하였다. 이들 연령구분 중 65세를 준거변수로 사용하였다.

(3) 통제변수: 인구사회학적 속성

분석 대상의 거주지는 농촌 “0”, 도시 “1”의 값을 부여하였다. 성별은 남성 “0”, 여성 “1”의 값을 부여하였다. 연령은 65~69세, 70~74세, 75~79세, 80세 이상으로 구분하였고, 65~69세를 준거변수로 하여 더미 처리하였다. 교육수준은 무학, 초등학교 졸업, 중학교 졸업, 고등학교 졸업, 대학(교)졸업 이상으로 구분하였고, 무학을 준거변수로 더미 처리하였다.

<표 1>

변수 및 조작적 정의

혼인상태는 현재 배우자가 있는 경우 “0”으로 미혼·사별·이혼·별거 등 배우자가 없는 경우를 “1”로 값을 부여하였다. 동거자녀 유무는 동거하고 있는 자녀가 있는 경우를 “0”으로 동거하고 있는 자녀가 없는 경우를 “1”로 값을 부여하였다. 가구소득은 5분위로 구분하였다. 제1오분위는 1,008만원 이하, 제2오분위는 1,008만원 초과~1,508.65만원 이하, 제3오분위는 1,508.65만원 초과~2,331만원 이하, 제4오분위는 2,331만원 초과~3,789.43만원 이하, 제5오분위는 3,789.43만원 초과의 구간을 갖는다. 주관적 건강상태는 “귀하께서는 귀하의 평소 건강 상태가 어떻다고 생각하십니까” 질문을 활용하여 측정하였다. ‘건강이 매우 나쁘다’와 ‘건강이 나쁜 편이다’라고 응답한 경우를 ‘나쁘다’로, ‘매우 건강하다’와 ‘건강한 편이다’라고 응답한 경우를 ‘건강하다’로 분류하였으며, ‘그저 그렇다’는 그대로 사용하였다.

3) 분석방법

분석 대상의 일반특성을 살펴보기 위하여 빈도 및 평균값을 제시하였다. 다음으로 분석대상(65세 이상)이 생각하는 노인기준연령에 대한 인식을 살펴보기 위하여 빈도 분석을 실시하였다. 인구사회학적 특성을 통제하지 않은 상태에서 노인기준연령에 대한 인식별 사회활동 참여율을 살펴보기 위하여 교차분석을 실시하였다.

본 연구의 주된 목적인 노인기준연령에 대한 인식이 사회활동 참여에 미치는 영향을 살펴보기 위하여 이항 로지스틱 회귀분석(binary logistic regression analysis)을 실시하였다.

자료 분석 시, 개인 가중치를 적용하여 모집단의 구조와 일치시켰다. 모든 통계분석은 SPSS ver.24를 사용하였다.

4. 분석 결과

1) 분석대상의 일반특성

분석대상의 일반특성은 <표 2>에 제시하였다. 분석 대상 중 68.7%는 도시, 31.3%는 농촌 지역에 거주하고 있다. 남성은 42.5%, 여성은 57.5%이다.

<표 2>

분석대상의 인구학적 및 사회경제적 특성(n=%, 명, 세)

응답자의 현 연령(연대기적 나이) 분포를 살펴보면, 65~69세가 32.9%로 가장 많고, 그 다음으로 70~74세(25.2%), 75~79세(21.2%), 80세 이상(20.7%) 등의 순으로 나타났다. 교육수준은 초등학교 재학 및 졸업인 경우가 34.3%로 가장 많고, 그 다음으로 무학(23.8%), 고등학교 재학 및 졸업(17.4%), 중학교 재학 및 졸업(17.0%), 대학(교) 재학 및 졸업(7.6%) 등의 순으로 나타났다.

현재 배우자가 있는 경우가 63.7%이며, 미혼, 이혼, 별거, 사별 등으로 배우자가 없는 경우가 36.3%로 나타났다. 현재 동거하고 있는 자녀가 있는 경우는 23.9%이며, 76.1%는 동거 중인 자녀가 없는 것으로 나타났다.

가구소득 분포로는 5분위로 각 분위별로 대략 20%정도로 분포되어 있다. 본인의 건강상태에 대한 주관적 인지는 ‘나쁘다’라고 응답한 경우가 39.7%로 가장 많고, 그 다음으로 ‘건강하다’ 37.0%, ‘그저 그렇다’ 23.3% 등의 순으로 나타났다. ‘노인’의 기준으로 생각하는 연령은 평균 71.4세로 나타났다.

사회참여 수준은 활동별로 다르게 나타났다. 여가문화의 참여율은 85.1%로 나타났으나, 평생교육은 12.6%, 동호회 4.4%, 자원봉사 3.9%로 각각 나타났다.

2) 노인기준연령에 대한 인식

현재 연령이 65세 이상인 응답자들이 ‘노인’으로 생각하는 연령은 70세가 57.6%로 가장 많고, 그 다음으로 75세(14.5%), 65세(12.8%), 80세(11.5%) 등의 순으로 나타났다. 노인기준연령을 75세 이상이라고 여기는 비율은 26.8%를 차지하였고, 70세 이상으로 여기는 비율은 86.2%로 나타났다. 결국 현재 노인 기준연령인 65세를 그대로 응답한 비율은 12.8%에 불과하였고, 나머지 87.2%는 65세가 노인기준연령으로는 낮다고 생각하고 있는 것으로 나타났다.

3) 실제 연령과 노인 기준연령 간의 관계

현재 연령과 노인기준연령 간의 관계는 <표 3>에 제시되어 있다. 모든 연령층에서 노인기준연령을 70세라고 응답한 비율이 50% 이상으로 높게 나타났다. 현재 65~69세인 경우, 노인기준연령으로 70세를 응답한 비율이 56.5%로 가장 높고, 그 다음으로 65세(15.3%), 75세(14.5%), 80세(10.0%)의 순으로 나타났다.

<표 3>

분석대상의 현재 연령과 노인기준연령 간 관계(단위: %, 명)

현재 70~74세인 경우에는 노인기준연령으로 70세라고 응답한 비율이 60%로 가장 높고, 그 다음으로는 75세(13.7%), 80세(11.6%), 65세(11.4%)로 나타났다. 현재 75~79세인 경우에도 노인기준연령으로 70세를 가장 많이 선호(60.1%)하고 있었으며, 그 다음으로 75세(13.4%), 65세(11.6%), 80세(10.8%)로 응답한 비율이 높게 나타났다.

현재 80대인 경우에는 절반 정도가 노인기준연령으로 70세를 응답하였고, 그 다음으로는 75세, 80세, 65세 순으로 나타났다. 현재 90세 이상인 경우에는 노인기준연령으로 70세라고 응답한 비율이 50.6%이며, 그 다음으로 80세(17.9%), 75세(14.1%), 65세(12.2%) 등의 순으로 나타났다.

이들 결과를 종합하면, 모든 연령층에서 노인기준연령를 70세라고 응답한 비율이 가장 높게 나타났다. 65세를 노인기준연령으로 인식하고 있는 비율은 현재 65~69세에서 상대적으로 높게 나타났다. 또한 본인의 실제 나이가 많을수록 노인기준연령을 대체적으로 높게 인식하고 있는 경향을 보이고 있음을 알 수 있다.

<그림 1>

분석대상 노인(65세 이상)들의 노인 기준연령에 대한 인식

4) 노인기준연령과 사회참여 수준

노인기준연령 인식에 따른 개별 사회활동 참여 수준을 살펴보도록 한다(<표 4> 참조). 노인기준연령에 대한 인식이 높을수록 여가문화 활동에 대한 참여율이 높게 나타났다. 그러나 이러한 차이는 통계적으로 유의미하지 않다. 평생교육의 경우, 노인기준연령에 대한 인식이 높을수록 참여율이 높게 나타났다. 평생교육 참여율은 노인기준연령을 65세로 인식하는 응답자의 경우 9.9%이나, 66~70세로 인식하는 경우 13.3%, 71~75세로 인식하는 경우 13.1%, 76세 이상으로 인식하는 경우 14.0%로 높게 나타났다.

<표 4>

노인기준연령에 대한 인식과 사회참여 수준(단위: %)

동호회와 자원봉사의 경우에는 노인기준연령에 대한 인식이 높을수록 참여율은 대체적으로 높아졌으며, 그러한 차이는 통계적으로도 유의미하게 나타났다. 다만, 76세 이상을 노인기준연령으로 생각하는 경우에는 참여율이 다소 감소하였다.

5) 노인기준연령에 대한 인식이 사회참여에 미치는 영향

노인기준연령에 대한 인식이 사회활동 참여에 미치는 영향을 분석하기 위하여 이항 로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 그 결과는 <표 5>에 제시하였다. 모든 모형에서 Hosmer & Lemeshow 검정 결과 유의확률이 0.05보다 커 모형이 적합한 것으로 나타났다.

<표 5>

노인기준연령에 대한 인식이 사회참여에 미치는 영향(n=10,073)

<모델 1>은 노인기준연령에 대한 인식이 여가문화활동 참여에 미치는 영향에 대한 결과이다(x²=226.4, p<0.001). 인구학적 및 사회경제적 특성들을 통제한 상태에서 노인기준연령을 높게 인식할수록 여가문화에 참여할 확률이 높은 것으로 나타났다. 그러나 이러한 관계는 통계적으로 유의미하지 않았다.

<모델 2>는 노인기준연령에 대한 인식이 평생교육 참여에 미치는 영향에 관한 결과이다(x²=373.1, p<0.001). 분석 결과, 노인기준연령에 대한 인식은 평생교육 참여에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로 노인기준연령을 65세로 인식하는 경우에 비해, 66~70세로 인식하는 경우(odds=1.343, p<0.001), 71~75세로 인식하는 경우(odds=1.403, p<0.001), 76세 이상으로 인식하는 경우(odds=1.527, p<0.001)에 평생교육 활동에 참여할 확률이 높게 나타났다.

<모델 3>은 노인기준연령에 대한 인식이 동호회 참여에 미치는 영향에 대한 결과이다(x²=487.1, p<0.001). 인구학적 및 사회경제적 특성들을 통제한 상태에서 노인기준연령을 65세로 인식한 경우에 비해 66~70세로 인식한 경우(odds=1.599, p<0.05), 71~75세로 인식한 경우(odds=1.824, p<0.01), 76세 이상으로 인식한 경우(odds=1.872, p<0.01)에 동호회 활동에 참여할 확률이 높게 나타났다.

마지막으로 <모델 4>는 노인기준연령에 대한 인식이 자원봉사 참여 여부에 미치는 영향이다(x²=243.3, p<0.001), 노인기준연령을 65세로 인식하는 경우에 비해 71~75세로 인식한 경우 자원봉사 활동에 참여할 확률이 높게 나타났다(odds=1.575, p<0.05). 노인기준연령을 66~70세 혹은 76세 이상으로 인식하는 경우, 노인기준연령을 65세로 인식하는 경우에 비해 자원봉사에 참여할 확률이 높게 나타났으나, 이러한 관계는 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다.

5. 종합논의 및 제언

본 연구의 목적은 개인의 노인기준연령에 대한 인식이 활기찬 노후로 이어지는가를 분석하기 위함이다. 구체적으로 현재 65세 이상에 속한 개인이 가지고 있는 노인기준연령에 대한 인식을 살펴보고, 이와 같은 노인기준연령에 대한 인식이 개별 사회활동 참여 여부에 미치는 영향을 분석하였다. 분석에 사용한 자료는 ‘2017년도 노인실태조사’ 원자료이며, 주요 결과는 다음과 같다.

첫째, 현재 ‘노인’으로 규정되고 있는 65세 이상의 개인들 중 65세를 노인의 기준연령이라고 생각하는 비율은 12.8%에 불과하였다. 절반 이상은 70세를 노인의 시작연령이라고 생각하고 있었으며, 75세나 80세로 응답한 비율도 10%를 상회한다. 특히, 실제 연령이 높을수록 노인기준연령을 높게 응답한 비율도 높게 나타났다. 이는 고연령층의 경우 건강이나 기능 상실에도 불구하고 선택적 사회비교와 같은 전략을 사용함으로써 타인의 문제는 과대하게, 자신의 상황은 긍정적으로 평가하는 경향이 있어(Barnes-Farrell & Piotrowski, 1989; Choi et al., 2015), 상대적인 저연령 고령층에 비해 노인기준연령에 대해 관대하게 응답한 결과로 볼 수 있다.

둘째, 노인기준연령에 대한 인식은 여가문화 참여에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않았다. 이는 최근 여가·문화 참여를 생애주기에 관계없이 보편적으로 추구하는 가치관이 높아지면서 나타난 결과로 볼 수 있다. 그러나 노인기준연령에 대한 인식이 높을수록 평생교육이나 동호회에 참여하는 경향이 높게 나타났다. 이는 개인이 주관적으로 인식하는 연령이 실제 다양한 활동과 긍정적인 관계를 가지고 있다고 밝힌 선행연구(Cerino & Leszczynski, 2015; Ye & Post, 2018) 결과와도 일치하는 결과이다. 노인기준연령이 높다는 것은 본인이 생각하는 노인기준연령에 도달하기 전까지는 자신을 상대적으로 젊은층에 속한 것으로 인지한다는 것을 의미한다. 이 경우, 노인으로 규정된 집단의 행동보다는 젊은층의 행동을 추구하고 따라하는 경향이 있는데(Cerino & Leszczynski, 2015; Ye & Post, 2018), 그 결과 이들은 보다 적극적으로 다양한 활동에 참여하게 되는 것이다. 한편, 노인기준연령에 대한 인식은 자원봉사 참여 여부와는 일관된 연관성을 가지지 않는 것으로 나타났다. 자원봉사는 이타적인 의식을 기반으로 하는 사회공헌적인 활동이라는 점에서 연령에 대한 인식이 미치는 영향이 일관되지 않을 수 있다.

본 연구결가 시사하는 바는 다음과 같다. 먼저 본 연구에서 나타났듯이, 노인기준연령에 대한 인식은 현재 우리사회에서 제도적으로나 문화적으로 규정된 연령과 상이하게 나타나고 있다. 이는 연대기적 연령이 주는 ‘몇 년을 살아왔나’라는 객관적 지표보다 ‘현재 몇 살처럼 살고 있는지’ 등의 개인이 형성하고 있는 주관적인 연령 개념이 개인의 실질적인 노후 생활에 더 큰 영향을 미칠 수 있을 것임을 시사한다. 개인은 ‘노인’이 갖는 것으로 알려진 변화를 경험할 때 주관적 연령을 높게 인식하는 경향이 있는데(Bultena & Powers, 1978), 노인에 대해 부정적인 시각이나 문화가 형성된 사회에 거주하는 경우에는 일종의 거부 전략으로서 주관적 연령을 낮게 인식하게 된다. ‘나이 들어가는 것’, ‘연령’은 노인에게만 해당되는 문제가 아니라 모든 연령층에게 해당되는 것임에도 불구하고(Laz, 1998), 지금까지는 주로 노인에게 특별한 그리고 편견적 시각으로 ‘연령 기준’을 적용한 경향이 있다. 앞으로는 의학기술 등의 발달로 더 오랫동안 더 건강한 상태로 생활하게 되면서 개인의 삶의 궤적은 더욱 다양해질 것이다. 따라서 연대기적 연령에 의해서만 노인으로 규정하는 제도적 노화를 지양하는 것이 필요하다.

둘째, 고령층이 인식하고 있는 노인기준연령은 현재 노인기준연령(예로 65세)보다 높게 나타나고 있는 경향이 있다. 이를 단순하게 인식 변화로만 간주할 것이 아니라, 이러한 인식 변화에 맞춰 사회적 및 제도적인 노인기준연령 간의 정합성을 제고하려는 노력도 필요할 것이다. 예로 정년, 연금 등 사회보장 수급개시연령, 지하철 등 공공서비스 무료 또는 감면 이용 혜택 시작 연령 등을 균형적으로 조정하는 방안을 고려할 필요가 있다.

셋째, 일부 결과를 제외하면 노인기준연령을 높게 인식할수록 사회참여가 활발하게 나타났다. 즉, ‘노인’으로 규정되는 시기를 늦게 인식할수록 적극적으로 사회참여를 하고 있는 것이다. 반대로 말하자면, 일부 고령자들의 경우 신체적, 정신적 및 경제적 여건 등에 있어서 문제가 없음에도 불구하고 스스로에 대해 고연령이라고 여겨 심리적으로 위축되어 사회참여에 적극적으로 나서지 않는다는 것을 의미한다. 이러한 결과는 평균수명 연장으로 ‘활기찬 노후’가 강조되는 현 시점에서 중요한 의미를 갖는다. 적극적 사회참여를 통해 활기찬 노후를 보내는 것은 개인적인 차원에서는 사회적 고립을 예방하고, 규칙적인 생활과 신체적 및 정서적 활동을 증가시켜 만성질환을 예방할 수 있을 뿐만 아니라(Areher & Blair, 2011; Weinert et al., 2015), 사회적 혹은 국가적 차원에서의 각종 지출 비용 부담이나 부양 부담과 같은 문제를 줄여줄 수 있다. 따라서 사회적으로 ‘나이 들어가는 것’에 대한 부정적인 편견을 제거하고 연령에 관계없이 사회적 활동에 참여할 수 있도록 지원하는 것이 필요할 것이다. 이를 위해 사회·문화적으로나 제도적으로 존재하는 연령에 대한 차별, 배제나 제약을 없애는 한편, 사회참여와 관련한 정보 제공, 인프라 구축, 프로그램의 다양화 등 노인의 적극적인 사회참여를 유도하기 위한 노력이 필요하다.

넷째, 한국사회는 그간 일 중심의 사회로서, 사회참여를 은퇴 후 시작하는 활동으로 생각하는 경향이 있다. 그러나 앞서 논의된 바와 같이 노인기준연령이 상향 조정되면 정년, 사회보장 수급 개시연령 등도 높아질 것이며, 전반적으로 생애 기간도 길어짐에 따라 사회참여는 은퇴 후 시작되는 새로운 활동이 아니라 일상에서 다른 활동과 양립이 되는 활동으로 발전해야 할 것이다. 이러한 일-휴식 양립 또는 일-여가 양립 등의 정착을 통해 노인의 사회참여는 더욱 강화될 수 있을 것이다.

본 연구의 한계점과 추후 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 본 연구에서는 2차 자료를 사용하여 주관적으로 인식하는 연령을 단일 항목으로 측정하였다. 아울러 이 항목도 본인의 연령에 대한 주관적 인식이 아닌 노인의 기준이 되는 연령에 대한 질문이었다. 국외에서는 주관적 연령을 신체적 연령, 외향적 연령, 희망 연령, 이상적인 연령 등 다양한 차원에서 측정하고 이를 연대기적 연령과 비교하고 있다. 앞으로 주관적 연령과 관련한 다양한 질문들이 개발될 필요가 있다.

본 연구에서 사용한 사회참여 변수는 지난 1년 동안의 참여 여부로 분석하였다. 노인실태조사에서는 여가문화활동의 경우 참여 여부만을 질문하고 있으며, 평생교육, 동호회 및 자원봉사활동의 경우에는 주 4회 이상, 주 2〜3회, 주 1회, 2주 1회, 월 1회, 연 1회의 빈도로 질문하고 있다. 그러나 사회활동은 동일한 유형이라도 세부 활동의 성격에 따라 매일 참여할 수 있는 것(예로 교육)이 있는가 하면, 주 1회(예로 등산 동호회 등), 월 1회(자원봉사 등), 분기별 1회(여행 동호회 등) 참여하는 것 등 참여 빈도가 다양할 것이다. 따라서 참여 빈도만으로 사회참여의 적극성을 분석하는 것도 한계가 있다. 이에 본 연구에서는 노인의 사회참여 다양성을 살펴본다는 차원에서 참여 여부로 분석하였다. 다만, 향후 조사에서는 사회참여에 대한 다양한 측면을 조사하여 보다 심층적인 분석이 이루어질 수 있도록 하는 것이 필요할 것이다.

끝으로 ‘노인실태조사’는 65세 이상을 대상으로 조사하는 것으로 다양한 연령층이 가지고 있는 주관적 연령에 대한 인식을 살펴보지 못했다. 선행연구들에서 지적하였듯이 주관적 연령인식은 개인이 어렸을 때부터 사회와의 다양한 상호작용을 통해 누적적으로 형성시키는 개념이다. 따라서 노인 시작 연령에 대한 인식 등의 개념을 다양한 연령계층과 비교하여 분석할 필요가 있을 것이다.

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	여가문화		평생교육		동호회		자원봉사
	비참여	참여	비참여	참여	비참여	참여	비참여	참여
주: * p<0.05, p<0.01, * p<0.001
전체	14.9	85.1	87.1	12.9	95.6	4.4	96.1	3.9
노인기준연령	x² =5.0		x² =12.5*		x² =22.3***		x² =11.1*
65세	15.6	84.4	90.1	9.9	97.7	2.3	97.4	2.6
66~70세	15.3	84.7	86.7	13.3	95.6	4.4	96.2	3.8
71~75세	14.3	85.7	86.9	13.1	94.3	5.7	95.2	4.8
76세 이상	13.3	86.7	86.0	14.0	94.7	5.3	96.0	4.0

	여가문화(모델 1)			평생교육(모델 2)			동호회(모델 3)			자원봉사(모델 4)
	B	S.E.	Exp (B)	B	S.E.	Exp (B)	B	S.E.	Exp (B)	B	S.E.	Exp (B)
주: * p<0.05, p<0.01, * p<0.001
지역(농촌)
도시	0.046	0.062	1.047	-0.089	0.069	0.915	-0.268	0.113 *	0.765	-0.151	0.119	0.860
성별(남성)
여성	0.099	0.066	1.104	1.137	0.077 ***	3.118	-0.356	0.112 **	0.701	0.208	0.115 †	1.231
연령(65~69세)
70~74세	-0.041	0.079	0.960	0.178	0.082 *	1.194	-0.240	0.123 †	0.787	0.034	0.123	1.034
75~79세	-0.096	0.083	0.909	0.328	0.088 ***	1.388	-0.550	0.155 ***	0.577	-0.418	0.160 **	0.659
80세 이상	-0.287	0.085 **	0.750	0.061	0.098	1.063	-0.762	0.181 ***	0.467	-1.158	0.224 ***	0.314
교육(무학)
초	0.034	0.075	1.035	0.197	0.089 *	1.218	0.489	0.236 *	1.631	0.510	0.218 *	1.665
중	0.192	0.097 *	1.211	0.472	0.107 ***	1.603	0.847	0.246 **	2.332	1.036	0.227 ***	2.817
고	0.278	0.101 **	1.321	0.580	0.108 ***	1.786	1.499	0.234 ***	4.479	1.271	0.224 ***	3.565
대졸이상	1.229	0.179 ***	3.417	1.038	0.132 ***	2.823	1.855	0.248 ***	6.393	1.614	0.247 ***	5.023
혼인상태(유배우)
무배우	0.257	0.073 ***	1.293	0.183	0.076 *	1.201	0.259	0.136 †	1.296	0.100	0.138	1.105
동거자녀유무(있음)
없음	0.425	0.081 ***	1.530	0.576	0.094 ***	1.779	0.563	0.139 ***	1.756	0.494	0.155 **	1.639
가구소득수준(1분위)
2분위	0.191	0.091 *	1.210	0.216	0.099 *	1.241	0.081	0.217	1.084	0.278	0.207	1.320
3분위	0.169	0.094 †	1.185	0.125	0.107	1.134	0.123	0.213	1.131	0.339	0.205 †	1.404
4분위	0.225	0.102 *	1.253	0.300	0.112 **	1.350	0.511	0.207 *	1.667	0.454	0.209 *	1.574
5분위	0.340	0.117 **	1.404	0.396	0.124 **	1.485	0.990	0.212 ***	2.690	0.523	0.223 *	1.688
주관적 건강(나쁘다)
좋다	0.401	0.068 ***	1.494	0.226	0.074 **	1.254	0.909	0.145 ***	2.482	0.524	0.133 ***	1.689
보통이다	0.484	0.076 ***	1.623	0.115	0.082	1.121	0.601	0.164 ***	1.823	0.056	0.160	1.058
노인기준연령(65세)
66-70세	-0.034	0.086	0.966	0.295	0.103 **	1.343	0.469	0.200 *	1.599	0.266	0.189	1.304
71-75세	0.017	0.107	1.018	0.338	0.123 **	1.403	0.601	0.220 **	1.824	0.454	0.213 *	1.575
76세 이상	0.121	0.116	1.129	0.424	0.128 **	1.527	0.627	0.231 **	1.872	0.355	0.231	1.427
상수항	0.768	0.165 ***	2.155	-4.216	0.196 ***	0.015	-5.396	0.370 ***	0.005	-5.158	0.362 ***	0.006
X2	226.4 ***			373.1 ***			487.1 ***			243.3 ***
-2LL	8260.3			7265.1			3177.6			3052.9

변수	조작적 정의
종속변수
사회참여	여가문화(참여함=1, 참여 안 함=0), 평생교육(참여함=1, 참여 안 함=0) 동호회(참여함=1, 참여 안 함=0), 자원봉사(참여함=1, 참여 안 함=0)
통제변수
거주지	농촌(준거), 도시
성별	남성(준거), 여성
연령	65~69세(준거), 70~74세, 75~79세, 80세 이상
교육	무학(준거), 초등학교 졸업, 중학교 졸업, 고등학교 졸업, 대학(교)졸업 이상
혼인상태	유배우(준거), 무배우
동거자녀 유무	있음(준거), 없음
가구소득	제1오분위(준거, 1,008만원 이하), 제2오분위(1,008만원 초과~1,508.65만원 이하), 제3오분위(1,508.65만원 초과~2,331만원 이하), 제4오분위(2,331만원 초과~3,789.43만원 이하), 제5오분위(3,789.43만원 초과)
주관적 건강상태	나쁘다(준거), 그저 그렇다, 건강하다
독립변수
노인기준연령	65세(준거), 66-70세, 71-75세, 76세 이상

	빈도		빈도
전체	100.0(10,073)	가구소득
지역		제1오분위	20.2
도시	68.7	제2오분위	20.0
농촌	31.3	제3오분위	20.1
성별		제4오분위	19.9
남성	42.5	제5오분위	19.8
여성	57.5	주관적 건강상태
연령		나쁘다	39.7
65～69세	32.9	그저 그렇다	23.3
70～74세	25.2	건강하다	37.0
75～79세	21.2	노인 기준연령(세)	71.4(±4.3)
80세 이상	20.7	여가문화
교육수준		참여	85.1
무학	23.8	비참여	14.9
초등학교 재학 및 졸업	34.3	평생교육
중학교 재학 및 졸업	17.0	참여	12.6
고등학교 재학 및 졸업	17.4	비참여	87.4
대학(교) 재학 및 졸업 이상	7.6	동호회
혼인상태		참여	4.4
유배우	63.7	비참여	95.6
무배우	36.3	자원봉사
동거자녀 유무		참여	3.9
있음	23.9	비참여	96.1
없음	76.1

		현재 연령						전체
		65~69세	70~74세	75~79세	80~84세	85~89세	90세이상	전체
노인 기준 연령	65세	15.3	11.4	11.6	11.7	12.1	12.2	12.8
	66~69세	1.8	0.7	0.7	0.5	0.6	0.0	1.0
	70세	56.5	60.0	60.1	54.9	52.3	50.6	57.6
	71~74세	1.4	2.1	2.2	1.4	1.3	3.2	1.8
	75세	14.5	13.7	13.4	16.8	16.3	14.1	14.5
	76~79세	0.1	0.2	0.5	0.3	0.5	0.0	0.3
	80세	10.0	11.6	10.8	13.3	16.2	17.9	11.5
	81~90세	0.5	0.3	0.7	1.0	0.6	1.9	0.6
	계(n)	100.0(3,314)	100.0(2,537)	100.0(2,135)	100.0(1,312)	100.0(619)	100.0(156)	100.0(10,073)