노인교육, 사회활동, 노인 연령규범 간의 구조적 인과관계: 연명의료의향의 조절효과를 중심으로

1) 노인교육

노인교육은 노인을 대상으로 하는 교육과 노화에 관한 교육적 실천 과정으로 정의할 수 있다(Peterson, 1977). Jarvis(1994)는 구체적으로 노인과 노화에 관한 교육, 노인을 위한 교육, 그리고 노인 관련 직업에 대한 교육적 실천으로 정의하였다. 노인교육은 고령화 사회에서 노인의 삶의 질을 고양하여 노인의 소외 현상을 극복하게 하고, 이와 동시에 생존권 보장을 위한 매우 중요한 정책수단의 하나로 인식되고 있지만 현재 우리나라 노인교육 참여율은 매우 저조한 편이다. 이는 노인교육에 대한 노인 본인들의 욕구가 낮다는 점에 기인하기도 하지만(황남희, 2014), 노인교육에 대한 효과적인 홍보 부족 역시 노인교육의 침체에 큰 몫을 하고 있다고 볼 수 있다.

한국 사회는 산업사회의 변화로 야기되는 노인문제에 적절하게 대처를 갖추지 못한 채 세계화와 국제화시대, 노령화사회를 맞이하고 있다. 따라서 노인교육의 필요성과 기능, 그리고 목적 역시 이에 맞춰 다시 재설정할 필요가 있다(전기창, 이동호, 2009). 우리나라 노인교육의 문제점으로 심재신(2014)은 다음과 같이 지적하고 있다. 첫째, 고령화 사회를 대비하는 정부차원에서 노인계층의 교육수요에 대한 인식부족과 노인교육의 체계적이고 주체적인 정책입안자의 역량부족 현상이다. 둘째, 정책입안자의 노인교육에 대한 인식이 저학력·저소득층을 위한 시혜적·여가 활용 프로그램으로 그치고 있고, 마지막으로 지방자치시대임에도 불구하고 지방정부가 노인교육을 평생교육의 관점에서 인식하지 못하고 있다는 점이다(심재신, 2014).

의료기술과 경제적 수준 향상으로 인해 이전 세대보다 훨씬 건강한 생활과 연장된 수명을 향유하게 된 노인들에게 여유시간의 선용과 변화된 사회환경에 적응하며 지식과 정보를 습득할 수 있도록, 다양한 학습의 기회를 제공해야 하는 것이 현대 한국 사회의 중요 책무 중의 하나라고 할 수 있다. 특히 노인교육을 통해 세대 간 소통의 장이 활성화 될 수 있어 긍정적인 연령규범이 형성되어 노인차별을 감소시킬 수 있다. 이와 같이 노인교육은 노인의 젊은 세대에 대한 부정적인 인식을 변화시킬 수 있을 뿐만 아니라, 지역사회에 참여하고 세대 간의 화합을 증진시킨다.

전기창과 이동호(2009)는 노인의 삶의 질 5개 영역에서 노인교육 참여자와 비참여자 간에 차이가 있는지 분석하였는데 건강 프로그램에서는 건강영역과 사회적 영역에서, 취미, 여가, 교양 프로그램은 건강영역, 사회적 영역, 사회봉사활동 프로그램은 건강영역, 경제적 영역, 사회적 영역, 사회적응 프로그램은 건강영역, 사회적 영역, 취업활동 프로그램은 경제적 영역, 사회적 영역의 삶의 만족도에서 노인교육참여 집단이 비참여 집단보다 높게 나왔음을 보고하였다. 또 허영주(2016)는 노인 교육 참여에 따른 노인의 삶의 만족도에서 차이가 있는지 분석하였는데 문화생활중심의 노인평생교육은 가족관계, 여가생활, 사회적 관계에서는 긍정적인 효과가 있었지만 창업 및 취업교육은 노인의 수입 창출효과로 까지 이어지지 못한다고 지적하였다.

2) 연령규범

규범은 일반화된 타자와 개인 규범과의 지속적인 상호작용으로 형성되며 이를 통해 다시 환원되고 재구성되는데(이금룡, 2005), 사회규범은 그 시대의 사회 구성원들에게 적절함과 적절하지 않음을 구별할 수 있는 기준을 말한다. 이 사회규범에 따라 사회구성원 개인의 언행을 규정하는 동시에 이에 맞는 역할과 행동을 기대한다(Harris, 2005). 사회 규범들 중 특히 사회 구성원들의 특정 연령층에 기대하는 행동과 역할들을 연령규범이라 한다(Neugarten et al., 1965). 즉, 연령규범은 삶의 사회적 시간(Neugarten et al., 1965)인 동시에 삶의 연대기적 시간에 의해 형성된 규칙으로서 역할을 수행한다(Harris, 2005).

노년의 연령규범은 활동이론과 분리이론으로 설명할 수 있다(이금룡, 2005). 활동이론은 노년기에 겪는 노화현상과 역할 상실을 대처할 수 있는 대안적 역할과 활동을 계속 추구한다고 보고 있는 반면, 분리이론은 지금까지 자신이 수행해왔던 생산적 역할에서 분리되는 것은 불가피하며 이에 따라 노인의 사회활동도 저하될 수밖에 없다고 보는 입장이다. 따라서 노인이 어떤 이론의 입장이나 태도를 취하는 가에 따라 사회적 활동이 달라지고 연령규범의 행태가 달라질 수 있다.

사회적 노화는 인간관계에 있어서도 변화를 보이는데 최근에는 노인 스스로 필요한 존재가 되기 위한 역할의 창출에 주력하고 있다. 이를 통해 노인인 부모와 자녀가 물리적·정신적으로 통합을 이루는 방향으로 나아가고 있다. 노인은 기존의 직장이나 가족과의 관계가 축소됨에 따라 친구관계가 가장 중요한 사회적지지로 기능한다. 하지만 사망으로 인해 친구 숫자가 줄어드는 반면 새로운 친구를 사귀는데 어려움이 있어 남아 있는 친구는 이웃과 같은 성격으로 변하게 된다. 즉, 친구관계 속에서도 그 유지조건이 명확해지는데 건강상태나 경제적 안정성, 동일지역에서 장기간 같이 거주해야 하는 등 노인의 연령규범을 강력하게 규제하는 관계가 노후의 삶을 지배하게 된다.

우리 사회는 사회적 상호작용(social interaction)을 통해 규범과 가치, 역할기대 등을 학습하게 되며 사회생활에 필요한 기술을 발전시키는 사회적 학습과정을 거치게 된다. 하지만 현대의 사회구조는 청년층의 사회화에 집중하는 경향이 있다. 이에 반해 노년기의 사회적 연령규범(age norm)에 대한 합의가 전혀 이루어지지 않고 있으며 이로 인해 노인에 대한 긍정과 부정의 시각이 혼재하는 문제점이 드러나고 있다.

3) 사회 활동

노년기의 상실감은 노인 스스로 자신의 가치를 평가 절하하게 하고, 그로 인하여 자아존중감과 삶의 만족도 수준이 낮아진다(권육상, 2000). 그럼에도 불구하고 사회적 관계를 폭넓게 형성하여 결속력이 깊어지면 형성된 사회적 관계를 통해 다양한 지지를 받을 수 있다. 이에 따라 외부 환경에서 유래되는 스트레스에 대처하는 능력이 높아지고 전반적인 삶의 만족도 수준도 올라간다(권중돈, 조주연, 2000).

성공적 노화에 관한 대표적 이론으로 Cumming(1962)의 은퇴이론과 Havighurst(1958)의 활동이론을 꼽을 수 있다. Cumming은 노년기에 이르게 되면 대인관계에서는 역할과 활동의 투입 양을 거두어들이고 이러한 관계의 감소는 사회적 활동이나 책임감으로부터 해방을 시켜 노인의 만족을 더 높여준다고 보고 있다. 이에 반해 Havighurst는 노인의 삶의 만족도는 사회적 역할의 상실에 의해 감소하기 때문에 노인의 삶의 만족도를 높이기 위해서는 노인의 사회적 참여를 격려하는 것이 바람직하다고 보고 있다. 즉. 노년기의 고독 및 역할상실의 문제를 극복하기 위해서는 노인들의 사회활동 참여가 필수적이라 할 수 있다.

이와 같이 노후의 삶을 결정하는 요인으로 사회적 활동을 중시하는 이론이 활동이론이다. 활동이론에 따르면 적극적으로 사회활동에 참여하는 노인일수록 삶의 만족이 더 높다고 보고 있다. 즉, 건강상의 급속한 악화와 같은 심각한 상황을 제외하고는 노인도 중년과 다름없는 심리사회적 만족을 유지할 수 있다고 본다(김태현, 2007). 이에 반해 노년기의 연령규범이 분리이론을 지지하는 규범의 사회라면, 노인들에게 소극적인 사회적 역할만을 강요하고, 사회활동에 대한 노인의 동기부여를 혐오하게 되어 노인들이 활발한 사회활동을 할 수 있는 사회적 인프라가 미흡하게 된다(이금룡, 2001). 현재 한국 사회는 전통적인 노년기 연령규범에 강요하는 사회관과 활동이론에 따른 가치관이나 행동양식이 서로 충돌하는 사회로 볼 수 있고, 이 경우 사회가 새로운 연령규범을 적극적으로 수용하지 못하는 이른바 ‘구조지체(structural lag)’ 현상을 보일 수 있는데(Cutler & Hendricks, 2001), 이는 현재 한국 사회의 노인들의 삶의 수준을 높이는데 장애요인으로 작동하고 있다고 볼 수 있다.

4) 연명의료 의향

연명의료란 회복 불가능한 사망의 단계에서 단순히 생명유지를 목적으로 행해지는 진료행위를 말한다. 의사윤리지침 제18조에 의하면 연명의료 중단은 의료행위가 의학적으로 무익, 무용하다고 판단된 희생가능성이 없는 환자에 대하여 환자나 또는 그 보호자가 적극적으로 퇴원을 요구하는 경우 의료행위를 보류, 철회, 중단하는 것을 말한다. 연명의료 중단이 한국 사회에서 큰 쟁점으로 등장하게 된 계기는 1997년 ‘보라매병원 사건’과 2008년 ‘세브란스병원 김 할머니 사건’이다. 보라매병원 사건은 의식 없이 장기간 인공호흡기로 생명을 연장해온 환자를 부인의 요구로 퇴원조치 받은 후 숨진 일에 대해 2004년 대법원에서 부인에게는 살인죄, 의사에게는 살인방조죄 판결을 내린 사건이다. 세브란스병원 김 할머니 사건’은 대법원이 김 할머니가 생전에 표명한 의사 등을 근거로 추정적 의사에 기한 자기결정권에 따라 연명의료가 불가능하다고 판단하고 인공호흡기를 제거하라는 판결을 내린 사건이다(정철, 2009).

이 사건들을 계기로 의료윤리 및 의료법 문제에 대해 관심을 가지게 되었고, 의료기관에서 병원윤리위원회의 조직을 활성화하는 시도가 있었다. 또한 연명의료중단에 대한 사전에 법적 논쟁의 위험을 제거할 수 있는 가이드라인 내지 법적 지침이 필요하다는 사회적 공감대가 형성되었으나 시간이 지나면서 다시 여론의 수면 아래로 가라앉게 되었다. 그러나 최근 의학기술은 과거에는 사망할 수밖에 없었던 환자의 생명을 인공호흡기나 인공영양 공급 등 생명연장 장치의 부착 또는 주입으로 사망의 시간을 인위적으로 연장할 수 있는 수준에 이르게 되었다. 따라서 인위적으로 죽음의 시간만을 연장하는 무의미한 연명의료 대신 자신의 죽음을 인간답게 맞고자 연명의료 중단을 찬성하는 여론이 점점 높아지고 있다(구자완, 2015).

연명의료와 유사한 용어로 안락사와 존엄사가 있다. 안락사란 ‘한 사람의 최선의 이익을 위해 타인이 행위 또는 무위(無爲)에 의해 그 사람의 죽음을 의도적으로 야기하는 것’으로 정의한다(Foot, 1977). 통상은 ‘생존의 가능성이 없는 병자의 고통을 덜어주기 위하여 인위적으로 죽음에 이르게 하는 일’을 말하며(김학성, 2015), 행위의 유형에 따라 적극적 안락사, 소극적 안락사로 분류된다. 존엄사는 회복의 가능성이 없는 불치의 질병으로 사경을 헤매는 환자에 대하여 그가 의식이 있는 경우에는 그 의사에 따라, 의식이 없는 경우에는 그의 추정적 의사나 환자 보호자의 의사에 따라 그가 인간다운 죽음을 맞이할 수 있도록 인공적인 생명연장조치를 계속하지 않고 인간으로서의 존엄성을 유지하면서 죽음을 맞도록 하는 행위를 의미한다(황병덕, 2011).

연명의료에 대한 찬반논란에는 인문학적인 관점 외에도 현실적인 경제적 문제도 상당히 개입되어 있다. 2016년 한 해 동안 우리나라 총 사망자 28만 명 중 3/4인 20여만 명이 병원에서 사망했는데 이들 중 상당수는 의학적으로 소생할 가능성이 없음에도 불구하고 단순한 생명연장을 위한 다양한 시술과 처치를 받고 있는 것으로 나타났다(이은영, 2018). 한편 진료 현장에서는 의료 분쟁에 휘말리지 않기 위해 상황이 애매할수록 더 많은 검사나 치료를 행하고 상태가 위중해지면 일단 연명 장치부터 적용하는 것이 관행처럼 되어버린 것이다. 그 결과 대다수 말기 암 환자들은 말기 암 진단 이후에도 사망 2주 전까지 각종 검사 및 항암치료, 중환자실 치료 등을 받고 있으며, 그 과정에서 환자는 CT, MRI, PET 등과 같은 각종 검사와 항암치료에만 최소 100억 원 가량이 지출되고 있다(이은영, 2018). 이처럼 연명의료는 환자의 가족뿐만 아니라 국가에도 상당한 경제적·사회적 비용 지출을 요구하고 있고 의료당사자들도 법적 논란의 위험 속에서 전문적인 판단을 회피하고 있는 실정이다. 이런 문제점으로 인해 2016년 2월 ｢호스피스 완화의료 및 임종과정에 있는 환자의 연명의료결정에 관한 법｣(연명의료결정법)이 제정되었고, 이후 이 법에 의거하여 2018년 2월부터 연명의료결정제도가 시행되고 있다.

40세 이상 성인을 대상으로 한 임종과 죽음준비 인식에 관한 연구(강경아 외, 2011)에서 무의미한 연명의료를 거부하는 사람이 전체의 87.5%이며 가족의 경우도 86.9%로 압도적으로 높았다. 한편 연명의료 중단 결정은 본인의 의사보다 의사나 보호자가 결정하는 경우가 압도적으로 높은 것으로 보고되었다(김명숙 외, 2018; 최혜영, 2019). 즉, 노인은 연명의료로 인한 고통스러운 삶의 연장 대신 편안하고 존엄한 죽음을 선호하지만 실제로는 노인 본인 보다 주로 의료인과 가족 간의 합의에 의해 이루어지고 있는 실정이다(김명숙 외, 2018).

5) 노인교육, 사회활동, 연명의료의향 및 노인 연령규범에 관한 선행연구

노인교육은 노인의 삶의 질이나 사회활동에 긍정적인 영향력이 있는 것으로 알려져 있다. 전기창과 이동호(2009)의 연구에 의하면 노인교육 참여자는 건강 영역, 사회적 영역, 경제적 영역에서 비참여자보다 만족도가 높게 나타나며, 허영주(2016)는 노인교육이 가족관계, 여가생활, 사회적 관계에서 긍정적인 효과가 있다고 보고하였다. 따라서 노인교육은 노년의 자신을 바라보는 연령규범을 긍정적으로 변화시키고, 사회활동을 증가시킨다고 볼 수 있으며, 증가된 사회활동은 간접적으로 노인의 연령규범을 변화시킨다고 볼 수 있다.

노인 연령규범은 이금룡(2005)에 의해 처음 국내에 소개되었으나 이후 노인 연령규범에 관한 연구는 극히 일부 연구만을 제외하고는 부족한 실정이다. 구혜경(2016)은 노인의 연령규범을 재혼, 일, 학습, 외모 가꿈 등 4개의 하위영역으로 분류하고 이 척도를 이용하여 ‘소극적’, ‘진취형’, 그리고 ‘체면형’ 등 3개의 집단으로 군집화하였다. 이 집단별로 6개 삶의 만족도 하위영역과 6개의 희망활동을 측정한 결과 모든 영역에서 진취형, 체면형, 소극적 집단의 순으로 나왔다고 보고하였다.

한편 최명숙(2018)은 한국노인의 연령규범과 주관적 건강과의 관계에서 사회참여의 조절효과를 검증하였는데, 학습과 경제활동 영역 연령규범이 주관적 건강활동에 유의적인 정적 영향력이 있음을 보고하였다. 또한 친구관계와 봉사활동, 사회활동은 학습과 재혼 영역 연령규범과 주관적 건강과의 관계에서 정적 조절효과가 있음을 보고하였다.

김수연 외(2019)는 노인의 운동실천이 생활만족도를 매개로 노인의 연령규범에 미치는 영향을 분석하였는데 노인들의 운동참여 여부와 1회 운동시간이 노인 연령규범에 영향을 미친다고 보고하였다. 즉 운동을 하는 노인 중 1회 운동시간이 긴 노인의 경우 노인들이 일하는 것, 배움에 대한 생각, 재혼과 외모를 가꾸는 인식에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 또한 운동참여, 운동 빈도, 운동 시간 등 운동실천이 삶의 만족도를 매개로 노인의 연령규범에 긍정적인 효과가 있음을 보고하였다.

이와 같이 노인의 연령규범과 삶의 만족도, 그리고 건강 및 사회활동 간에 관계가 있음을 알 수 있다. 특히 기존의 가부장적 사회에서 최근 성평등 사회로 전환하는 과정에서 노인 자신이 노인세대를 바라보는 관점과 앞으로 다가올 죽음에 대한 자세와 태도 등이 노인 연령규범에 밀접한 관련이 있을 것이라 추론할 수 있다. 따라서 현대 사회의 급격한 변화에 대한 적응을 위한 노인 교육이 긍정적인 노인 연령규범 형성에 큰 영향을 미칠 것이라 예측되며, 이 과정에서 적극적인 사회활동을 유도할 것이라 볼 수 있다. 이런 관계는 노인들의 죽음에 대한 자세와 태도에 따라 달라질 수 있을 것이다.

최혜영(2019)은 노인의 건강한 노화 및 웰다잉에 관한 연구의 일환으로 노인의 연명의료에 영향을 미치는 요인을 분석하였는데, 독거노인이 비 독거노인보다 연명의료 찬성률이 높았으며, 노화태도가 긍정적일수록 연명의료 찬성률이 낮은 것으로 보고하였다. 또한 가족응집력이 낮을수록, 삶의 만족도가 낮을수록 연명의료 찬성률이 높은 등 연명의료 찬성과 반대에 대응하는 노인의 내적 의식이나 인식이 일관되게 나오지는 않았다. 본 연구에서는 노인의 연명의료에 대한 실제적인 의사나 의지, 또는 이 의사를 이루는 사회적, 심리적 배경 문제보다도 겉으로 표현되는 노인의 연명의료에 대한 찬반의사에 따라 노인교육과 사회활동, 그리고 연령규범 간의 관계를 규명하여 노인 교육이 긍정적인 노인 연령규범에 좀 더 효과적인 방법을 찾는데 그 의미를 두고 있다.

1) 연구모형

본 연구에서는 노인의 노인교육 참가여부, 사회활동 정도, 그리고 노인의 연령규범 간에 구조적 인과관계를 설정하였다. 이 구조적 인과관계는 노인의 삶과 죽음에 대한 인식이나 태도를 엿볼 수 있는 연명의료 찬반여부에 따라 달라질 수 있다고 보았다.

따라서 독립변수에는 2017년 노인실태조사에서 측정한 평생교육, 죽음준비교육, 그리고 성교육 및 상담 여부로 설정하고, 종속변수에는 노인의 연령규범, 그리고 노인교육 참여여부와 연령규범 간에 매개변수로 사회활동 정도를 설정하였다. 또 이 구조적 관계 간의 조절변수로 연명의료 찬반여부를 설정하였다. 이를 도형화하면 <그림 1>과 같다.

<그림 1>

연구모형

위 연구모형에 따른 연구가설은 다음과 같다.

• ∙H1. 노인교육은 사회활동에 영향을 미친다.
•  - H1.1. 평생교육은 노인의 사회활동에 영향을 미친다.
•  - H1.2. 죽음준비교육은 노인의 사회활동에 영향을 미친다.
•  - H1.3. 성교육 및 상담은 노인의 사회활동에 영향을 미친다.
• ∙H2. 노인교육은 연령규범에 영향을 미친다.
•  - H2.1. 평생교육은 노인의 연령규범에 영향을 미친다.
•  - H2.2. 죽음준비교육은 노인의 연령규범에 영향을 미친다.
•  - H2.3. 성교육은 노인의 연령규범에 영향을 미친다.
• ∙H3. 노인의 사회활동은 연령규범에 영향을 미친다.
• ∙H4. 사회활동은 노인교육과 연령규범 간에 매개효과가 있다.
• ∙H5. 연명의료 찬반여부는 노인교육, 사회활동, 연령규범 간에 조절효과가 있다.
•  - H5.1. 연명의료 찬반여부는 노인교육과 사회활동 간에 조절효과가 있다.
•  - H5.2 연명의료 찬반여부는 노인교육과 연령규범 간에 조절효과가 있다.
•  - H5.3. 연명의료 찬반여부는 사회활동과 연령규범 간에 조절효과가 있다.

2) 자료수집과 연구대상

본 연구의 분석을 위해 한국보건사회연구원 주관으로 실시되는 2017년 노인실태조사 자료를 사용하였다. 표본은 65세 이상 노인 10,299명 중 결측값을 제외한 총 9,858명을 연구대상으로 하였다.

노인실태조사는 1994년, 1998년, 2004년에 실시된 바 있는 ‘전국 노인생활실태 및 복지욕구조사’의 후속 조사의 일환으로 2007년 1월에 법제화 된 노인복지법 제5조 노인실태조사 실시를 근거로 매 3년마다 65세 노인을 대상으로 조사를 실시하고 있다. 본 연구에서는 가장 최근에 조사된 2017년 자료를 분석에 사용하였다.

<표 1>

표본의 일반적 특성

전체 설문응답자 중 남자가 전체의 40.3%, 여자가 59.7%로 여성 노인이 남성 노인보다 많았다. 연령별로 보면 65-69세가 25.9%, 70-74세가 26.5%, 75-79세가 25.7%, 80-89세가 20.6%로 비슷하게 나타났으며, 90세 이상은 1.3%에 불과하였다. 학력별로 보면 초등졸업 노인이 전체의 35.2%, 무학이 26.6%로 매우 높은 비중을 차지한 반면 2년제 대학 이상은 단지 6.6%에 불과하였다. 노인의 주관적 건강상태를 보면 나쁜 편이 36.3%로 가장 많았고, 그 다음으로 좋은 편이 33.8%, 보통이 23.3%로 나왔다. 현재 경제활동 여부에서는 경제활동을 안하는 경우가 67.9%, 하는 경우가 32.1%로 나타났다.

3) 변수의 척도와 조작적 정의

독립변수인 평생교육, 죽음준비교육, 성교육 및 상담 등 3가지 영역에서 참여하지 않는 경우는 0, 참여하는 경우는 1로 이진변수로 정의하였고, 노인의 연령규범과 관련된 통제변수로 성별, 학력, 건강수준, 경제활동여부를 선정하였다. 성별은 남자=0, 여자=1, 연령은 65-69세=1, 70-74세=2, 75-79세=3, 80-89세=4, 90세 이상=5로 범주화하였다. 학력은 무학=1, 초등졸업=2, 중등졸업=3, 고등졸업=4, 2년제 대학 이상=5로 하였다. 건강수준은 1=매우 나쁨, 2=나쁜 편, 3=보통, 4=좋은 편, 5=매우 좋음 등 주관적 건강상태를 Liker 5점 척도로 측정하였다. 한편 경제활동 여부는 0=현재 활동 안함, 1=활동함으로 이진변수화 하였다.

연령규범 인식은 재혼, 일, 새로운 것 배움, 외모 치장 등 4개 영역에서 측정하였는데 전혀 좋지 않음=1, 좋지 않음=2, 보통=3, 좋음=4, 매우 좋음=5 등 Likert 5점 척도로 측정하고 평균값으로 측정하였다. 사회활동은 지난 1년간 동호회 참여, 친목단체 참여, 정치사회단체 참여, 자원봉사활동 등 4개 영역에서 측정하였는데 참여한 경우=0, 참여하지 않는 경우=1로 이진변수로 한 다음 합을 측정값으로 하였다. 따라서 사회활동 측정값의 범위는 최소값 0부터 최대값 4사이의 값을 갖는다. 연명의료는 빈도수를 고려하여 ‘보통이다’, ‘찬성한다’, ‘매우 찬성한다’는 연명의료 찬성으로 0, ‘반대한다’와 ‘매우 반대한다’는 연명의료 반대로 1로 코딩하여 이진변수화하였다.

4) 측정도구 신뢰도와 타당성 분석

본 연구의 종속변수로 사용된 연령규범의 측정도구의 신뢰도와 타당도를 분석하기 위해 탐색적 요인분석을 실시하였다(<표 2> 참조). 노인교육과 사회활동 참여는 이진변수이기 때문에 측정도구 신뢰도와 타당도 분석에서는 제외하였다. 분석 결과 연령규범에서는 요인적재값이 모두 0.5 이상, 요인의 고유값이 1.907로 1.0 이상, Cronbach α값은 0.607로 0.6 이상 기준값보다 높게 나타났으며, 변동설명력은 연령규범은 47.665%로 50% 이하로 낮게 나타났으나 노인실태조사의 특성에 의해 수용 가능한 수준으로 판단하였다.

<표 2>

측정도구 탐색적 요인분석

탐색적 요인분석 후 확인적 요인분석을 실시하기 위해 구조방정식의 측정모형을 적용하여 분석하였다(<표 3> 참조). 분석 결과 회귀계수는 유의수준 0.001에서 모두 유의하였으나 표준회귀계수를 보면 재혼에서 0.4 이하로 나오는 등 기준치를 만족하지 못하였다. 이는 노인실태조사 설문 문항이 엄격한 측정도구개발 과정을 걸친 측정도구가 아니기 때문에 생긴 현상으로 설문 문항의 내용상 중요한 측정도구로 사료되어 본 연구의 인과모형 분석에 사용하기로 하였다.

<표 3>

측정도구 확인적 요인분석 결과

측정모형의 적합도를 살펴보면 평균 χ²=13.056으로 기준치를 넘었으나 GFI=0.999, NFI=0.997, TLI=0.986, CFI=0.998로 모두 0.9보다 크게 나타나 확인적 요인분석의 측정모형의 적합도는 양호하게 나타났다.

5) 자료처리방법

본 연구는 2017년 노인실태조사 대상자를 대상으로 노인교육, 사회활동, 그리고 노인 연령규범간의 구조적 관계와 이 관계에서 연명의료에 대한 찬반여부에 따른 차이를 검증하기 위해 실증분석을 실시하였다. 실증분석에 사용한 통계 프로그램은 SPSS 20.0과 AMOS 20.0이다. 구체적 통계방법론으로 첫째, 표본의 일반적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하고, 둘째, 측정도구의 신뢰도와 타당도 분석을 위해 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 실시하였다. 셋째, 측정변수의 평균과 표준오차, 빈도와 백분율 등 기초 기술통계와 상관관계를 서술하였다. 넷째, 노인교육, 사회활동, 그리고 연령규범 간의 구조적 인과관계를 파악하기 위해 구조방정식을 적용하여, 사회활동의 매개효과를 검증하였고 유의성 검증을 위해 Bootstrap 방식을 사용하였다. 다섯째, 연명의료 찬성여부의 조절효과 검증을 위해 다중집단분석을 실시하였다.

1) 측정변수 기술통계

<표 4>는 본 연구에 사용된 측정변수의 평균, 표준편차, 빈도와 백분율 등 기초 기술통계를 정리한 것이다. 노인교육 중 평생교육 수강 경험이 있는 노인은 전체의 14.2%로 나온 반면 죽음준비교육은 0.3%, 성교육 및 상담은 1.1%에 불과하였다. 또한 사회활동에서 친목단체 경험이 전체의 44.2%로 가장 많았지만 동호회는 4.1%, 자원봉사활동은 3.8%, 정치사회단체는 0.4%에 불과하였다. 한편 연명의료를 반대하는 노인이 전체 노인의 92.0%로 높은 비중을 보였다. 연령규범에서는 새로운 배움이 평균 3.74로 가장 높게 나타났고, 그 다음으로 일이 평균 3.55, 외모치장이 평균 3.53, 재혼이 평균 2.44의 순으로 나타났다.

<표 4>

측정변수 기술통계

2) 연구변수 상관관계

연구변수들 간의 상관관계를 분석해 정리한 <표 5>에 의하면 연명의료의향과 죽음준비교육 여부, 성교육 및 상담 여부 간을 제외하고 모두 유의적인 상관관계가 있었다. 특히 연명의료 의향과 연령규범과는 부적 상관관계가 있었지만 기타 연구변수들 간에는 모두 정적 상관관계가 있었다.

<표 5>

연구변수 상관관계

3) 인과모형 검증

<표 6>은 노인교육, 사회활동, 연령규범 간의 인과관계를 검증한 결과이다.

<표 6>

인과모형 검증

분석 결과 노인교육여부가 사회활동에 미치는 영향에서 평생교육여부는 β=0.582(p<.001), 성교육 및 상담여부는 β=0.038(p<.05)로 유의한 정적 영향력이 있었지만 죽음준비교육여부는 유의한 영향력이 없었다. 즉, 평생교육에 참여 경험이 있거나 성교육 및 상담 경험이 있는 경우 노인의 사회활동이 증가하였다. 따라서 가설 H1.1, 가설 H1.3.은 채택되었고 가설 H1.2.는 기각되었다. 노인교육여부가 연령규범에 미치는 영향에서 평생교육여부는 β=0.044(p<.01), 죽음준비교육여부는 β=0.037(p<.001), 성교육 및 상담은 β=0.033(p<.01)로 유의하게 정적 영향력이 있었다. 즉 평생교육, 죽음준비교육, 성교육 및 상담에 참여한 경험이 있는 노인은 연령규범도 증가하는 것으로 나타났다. 따라서 가설 H2.1과, 가설 H2.2., 가설 H2.3. 모두 채택되었다. 한편 사회활동이 연령규범에 미치는 영향에서 β=0.094(p<.001)로 유의적인 정적 영향력이 있었다. 즉 노인의 사회활동이 늘어날수록 노인의 연령규범도 유의하게 상승하는 것으로 나타났다. 따라서 가설 H3.도 채택되었다.

연령규범의 통제변수에서는 성별을 제외한 연령, 학력, 건강수준, 경제활동여부 모두 유의적인 영향력이 있는 것으로 나타났다. 인과모형의 적합도를 살펴보면 평균 χ²=64.060, TLI=0.739로 기준치를 만족하지 못했으나 GFI=0.975, NFI=0.905, CFI=0.906으로 기준치를 만족하여 전반적인 인과모형 적합도는 수용 가능한 수준으로 나타났다. 이러한 결과를 도형화하면 <그림 2>와 같다.

<그림 2>

인과모형 검증

<표 7>은 노인교육, 사회활동, 그리고 연령규범간의 직접효과, 간접효과, 총 효과를 분석해 정리한 표이다. 분석 결과 사회활동은 평생교육에서 간접효과가 0.055(p<.01), 성교육 및 상담에서 0.004(p<.01)로 유의한 매개효과가 있었으나 죽음준비교육에서는 유의한 매개효과가 없었다. 또한 직접효과와 간접효과를 합친 총 효과에서는 평생교육, 죽음준비교육, 성교육 및 상담 모두 연령규범에 유의한 효과가 나타났다.

<표 7>

직접효과, 간접효과, 총효과 분석

4) 연명의료 찬성 여부에 따른 다중집단분석

연명의료 찬성여부에 따른 차이를 검증한 결과 연명의료를 찬성한 노인의 경우 평생교육이 사회활동에 미치는 영향, 그리고 사회활동이 연령규범에 미치는 영향에서 유의한 정적 영향력이 있었다(<표 8> 참조).

<표 8>

연명의료 찬성여부 조절효과

한편 연명의료를 반대하는 노인의 경우 평생교육과 성교육 및 상담이 사회활동에 미치는 영향과 평생교육, 죽음준비교육, 성교육 및 상담이 연령규범에 미치는 영향, 사회활동이 연령규범에 미치는 영향에서 모두 유의한 정적 영향력이 있었다. 즉, 연명의료에 반대하는 노인층이 찬성하는 노인층보다 노인교육, 사회활동, 그리고 연령규범간의 관계에서 유의한 정적 영향이 높은 것으로 나타났다.

그러나 표준회귀계수를 살펴보면 연명의료를 찬성하는 노인이 반대하는 노인보다 더 큼에도 유의적인 영향력이 없거나 t 값이 더 낮게 나타났는데, 이는 연명의료를 반대하는 노인은 전체 설문대상의 92%인 9,069명인데 반해 찬성하는 노인은 789명으로 전체의 8%에 불과해 연명의료를 찬성하는 노인이 반대하는 노인보다 표본변동이 더 크게 나타난 결과로 볼 수 있다. 또한 연명의료 찬성여부의 조절효과를 검증하기 위해서 bootstrap을 이용하여 z 검증을 실시하였다. 분석 결과 죽음준비교육이 사회활동에 미치는 영향에서 연명의료를 찬성하는 노인의 경우는 β=-0.031(p>.05)로 유의한 영향력이 없었으나 반대하는 노인의 경우 β=0.016(p<.05)로 유의한 정적 영향력이 있었으며, z=1.968(p<.05)로 유의한 차이가 나타났다. 또 평생교육이 연령규범에 미치는 영향에서 연명의료에 찬성하는 노인의 경우 β=0.012(p>.05)로 유의한 영향력이 없었으나 반대하는 노인의 경우 β=0.046(p>.01)로 유의한 정적 영향력이 있었고, 그 차이는 z=2.098(p<.05)로 유의하게 나타났다.