Multilevel determinants of social frailty in community-dwelling older adults in South Korea: A cross-sectional study using Korean Community Health Survey

Chung-Min Cho

doi:10.17079/jkgn.2025.00304

J Korean Gerontol Nurs > Volume 27(4):2025 > Article

한국 지역사회 거주 노인의 사회적 허약에 대한 다수준 결정요인: 지역사회건강조사를 이용한 이차자료 분석

Original Article

J Korean Gerontol Nurs 2025; 27(4): 448-458.

Published online: November 28, 2025

DOI: https://doi.org/10.17079/jkgn.2025.00304

한국 지역사회 거주 노인의 사회적 허약에 대한 다수준 결정요인: 지역사회건강조사를 이용한 이차자료 분석

조정민

성신여자대학교 간호대학 간호학과 교수

Multilevel determinants of social frailty in community-dwelling older adults in South Korea: A cross-sectional study using Korean Community Health Survey

Chung-Min Cho

Professor, Department of Nursing Science, College of Nursing, Sungshin Women’s University, Seoul, Korea

Corresponding author: Chung-Min Cho Department of Nursing Science, College of Nursing, Sungshin Women’s University, 55 Dobong-ro 76ga-gil, Gangbuk-gu, Seoul 01133, Korea TEL: +82-2-920-7726 E-mail: ccm9660@sungshin.ac.kr

Received September 3, 2025 Revised November 9, 2025 Accepted November 18, 2025

This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/) which permits unrestricted noncommercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Abstract

Purpose

This study was conducted to identify the level of social frailty and its influencing factors among community-dwelling older adults in South Korea using a multilevel approach.

Methods

Secondary data on 81,898 older adults (≥65 years) were obtained from the 2023 Community Health Survey and merged with community-level data (Statistics Korea and safety indices). Data were analyzed with weighted descriptive statistics, group comparisons, and multilevel ordinal logistic regression.

Results

Of the participants, 14.1% were socially frail and an additional 34.3% were at risk. In multilevel analyses, higher age, female, lower education, unemployment, and basic livelihood security were associated with increased social frailty, as were low physical activity, poor perceived environment, and depressive symptoms. Conversely, moderate alcohol use was associated with lower social frailty risk. Between-community variance in social frailty was significant, but only community level of aging showed a significant contextual effect after adjusting for individual factors.

Conclusion

Social frailty in older adults is primarily influenced by individual characteristics with a modest community context effect. Targeted interventions for vulnerable individuals, including those who are older, female, low socioeconomic status, physically inactive, or experiencing depression, together with community-level efforts in highly aged areas such as improving social infrastructure and enhancing safety, are essential to reduce social frailty.

Key Words: Frailty; Aged; Social isolation; Risk factors

서론

1. 연구의 필요성

전 세계적으로 급속한 인구 고령화가 진행되고 있으며, 세계보건기구에 따르면 2030년까지 전 세계 인구의 약 16.7%가 60세 이상이 될 것으로 전망하고 있다[1]. 이러한 인구 고령화는 노인의 기능 유지에 대한 사회적 관심을 증대시키고 있다. 특히 허약은 노령화와 함께 증가하는 주요 건강 문제로, 노인의 신체적, 인지적, 사회적 기능 저하를 통해 의료비용 증가, 장기요양 서비스 수요 증가, 사망률 상승 등의 심각한 사회경제적 부담을 초래한다고 알려져 있다[2,3]. 그러나 전통적인 의학적 접근법은 허약을 주로 신체적 결손의 관점에서 설명하여 노인의 허약 상태를 형성하는 복합적인 사회적 환경과 맥락적 요인들을 충분히 고려하지 못한다는 한계가 있다[4]. 특히, 신체적 허약이 주로 생리적 에너지 결핍과 근육량 감소에 초점을 맞추는 생물학적 개념인 반면, 사회적 허약은 개인의 사회적 관계, 자원, 참여의 결핍을 포괄하는 다차원적 개념으로 신체적 허약과 독립적으로 기능 저하, 우울과 같은 건강에 영향을 미치고[5,6] 신체적•인지적 기능 저하의 선행 요인이 될 수 있다는 점에서 중요성이 부각된다[4].

사회적 허약이란 개인의 사회적 자원, 사회적 활동, 사회적 지지의 결핍으로 인해 기본적인 사회적 욕구를 충족하기 어려운 상태를 말한다[5]. 이는 단순한 사회적 고립을 넘어서 사회적 참여 제한, 사회적 지지망 약화, 사회적 역할 상실 등을 포괄하는 개념이다[5]. Bunt 등[4]은 주제 범위 문헌 고찰을 통해 사회적 허약은 생애주기에 걸쳐 하나 이상의 기본적인 사회적 욕구를 충족하는 데 중요한 자원을 잃었거나 위험에 처해 있는 연속선 상에 있는 상태로 개념화하였다. 이러한 개념은 사회적 허약이 확정된 상태가 아닌 예방과 관리를 통해 진행을 늦출 수 있음을 의미한다[4].

최근 체계적 문헌 고찰에 따르면 지역사회 거주 노인의 사회적 허약 유병률은 약 21.1%로 보고되었고, 사회적 허약 위험 집단인 전 단계까지 포함하면 55.6%로 보고되어 중요한 사회적 문제로 부각되고 있다[7]. 이 추정치는 사회활동 참여, 대인관계 교류 빈도, 사회적 역할, 독거, 경제적 상태 등의 사회적 허약 척도로 측정한 사례를 메타분석으로 통합한 결과이다. 사회적 허약은 개인, 지역사회, 국가 차원에서 다층적인 영향을 미치는 것으로 알려져 있다. 개인 차원에서 사회적 허약은 신체적 허약과 기능장애[8], 인지기능 저하[9], 우울증 및 고독감[10] 등 다양한 건강 문제의 원인이자 결과로 작용한다. 특히 사회적 허약은 사망률 증가와 밀접한 관련이 있으며, 노인의 삶의 질과 기능적 독립성을 저하시킨다[6].

지역 차원에서 낮은 사회적 자본과 응집력은 주민 간 상호작용과 협력을 약화시키고 노인의 사회참여 기회를 축소시켜 사회적 허약 위험을 높일 수 있는 요인으로 보고되어 왔다[11]. 지역의 사회적 자본이 낮을수록 주민 간 상호작용과 협력이 위축되어 노인의 사회적 참여 기회가 제한되고 사회적 지지망이 약화됨으로써 사회적 허약이 심화된다[12]. 또한 지역사회의 사회적 응집력과 집단 효능감이 낮을수록 노인의 사회적 허약 위험이 증가하는 것으로 보고되었다[13]. 이와 같은 사회적 허약의 결과는 의료비용과 장기요양비용 증가로 이어져 사회보장 시스템에 부담을 가중시키며, 특히 조기 시설 입소 및 의료 서비스 이용 증가는 국가의 사회적 비용을 급증시킨다[14].

이전 연구들은 사회적 허약의 개인 수준 결정요인으로 연령, 성별, 교육 수준, 경제 상태, 만성질환 유무, 배우자 유무 등을 제시하고 있으며[7,8], 특히 낮은 교육 수준, 경제적 취약성, 배우자 부재, 만성질환 보유 등이 사회적 허약 위험을 높이는 요인으로 확인되었다. 맥락적 측면에서, 개인이 속한 지역의 사회적 자본과 물리•교통 환경, 고령화 수준, 복지 인프라는 노인의 사회참여 기회와 이동성, 안전 인식에 직접•간접 경로로 작용하여 사회적 허약 위험을 증감시킨다고 알려져 있다[12,13,15,16]. 지역 수준에서는 지역의 고령화율, 노인여가복지시설 밀도, 생활 및 교통 안전도와 같은 물리•사회환경적 요인이 노인의 이동성과 사회참여를 매개하여 사회적 허약의 지역 간 차이를 설명하는 핵심 요인으로 보고되었다[15,16].

사회적 허약은 개인적 특성과 지역사회 환경의 복합적인 상호작용 결과로 발생한다. 따라서 개인 수준과 지역 수준의 요인을 분리하여 분석하는 전통적 접근만으로는 사회적 허약의 복합적인 발생 메커니즘을 충분히 이해하기 어렵다[15]. 다수준 분석은 개인이 속한 지역사회의 맥락 효과를 고려하면서 개인 수준과 지역 수준의 독립적 효과 및 상호작용 효과를 동시에 규명할 수 있는 방법론이다[17]. 이를 통해 사회적 허약에 대해 정확한 이해와 효과적인 개입 전략 수립이 가능하다.

한국은 세계에서 가장 빠른 인구 고령화를 경험하고 있으며, 초고령사회에 진입한 상태이다. 또한 한국의 사회문화적 특성상 가족 중심의 전통적 사회적 지지 체계가 약화되고 있어 노인의 사회적 허약 위험이 증가할 가능성이 크다. 그러나 국내에서 사회적 허약에 관한 연구는 상대적으로 부족하며, 특히 지역 맥락을 고려한 다수준 분석 연구는 매우 제한적이다. 이에 본 연구는 우리나라 지역사회 거주 노인의 사회적 허약수준을 파악하고 사회적 허약 결정요인을 개인 수준과 지역 수준에서 다수준 분석으로 종합적으로 규명하고자 하였다. 구체적으로 개인의 연령, 성별, 교육 수준, 경제활동 여부, 기초생활 수급 여부와 같은 인구 사회학적 특성과 음주, 신체활동, 생활환경 만족도, 우울 등의 개인 수준 요인이 사회적 허약에 미치는 영향, 그리고 지역사회의 고령화 정도, 노인여가복지시설 수준, 생활안전도, 교통안전도 등의 지역 수준 요인이 사회적 허약에 미치는 효과를 확인하고자 하였다.

2. 연구의 목적

본 연구는 지역사회 노인을 대상으로 사회적 허약수준과 개인 수준 및 지역 수준의 요인이 사회적 허약에 미치는 영향을 다각적으로 규명하고자 하였다. 이를 위한 구체적인 목적은 다음과 같다.

첫째, 지역사회 노인의 사회적 허약수준의 분포를 파악한다.

둘째, 개인 수준에 따른 노인의 사회적 허약수준을 확인한다.

셋째, 지역 수준에 따른 노인의 사회적 허약수준을 확인한다.

넷째, 사회적 허약에 대한 개인 수준 및 지역 수준 요인의 독립적인 효과를 규명하고 지역사회 맥락 효과를 확인한다.

3. 연구의 개념 틀

본 연구는 선행연구와 사회역학 및 활동 참여 이론에 근거하여[16-18], 사회적 허약을 개인 수준의 요인들과 사회적 자원 결손의 누적 결과로 개념적 기틀을 설정하였다(Figure 1).

사회적 허약을 설명하는 구조를 개인의 특성뿐 아니라 개인이 속한 지역사회의 물리적, 사회적 환경에 의해 형성된다는 사회역학 이론에 의해 개인 수준과 지역 수준의 다수준 구조를 채택하였다. 또한 노인의 사회적 참여와 관계망 형성은 신체활동, 우울과 같은 개인적 요인뿐만 아니라 지역사회의 안전도, 복지시설 인프라 등 지역 수준의 구조적 요인에 의해 영향을 받는 것으로 되어 있는 활동 참여 이론에 근거하여 본 연구의 개인 수준과 지역 수준의 변수를 선정하였다. 사회적 허약 영향 요인으로 개인 수준에서는 연령, 성별, 교육, 경제활동, 기초생활 수급 등 사회경제적 요인이 대인관계 자원과 역할 수행 능력에 제약을 가져오고 신체활동•음주 등 건강행태와 우울 등 심리 요인이 사회참여 동기와 기회를 매개하여 사회적 허약으로 이어진다고 알려져 있어[4,5,7,8] 연령•성별•교육 수준•경제활동 상태•기초생활 수급 여부, 신체활동•음주, 생활환경 만족도, 우울을 사회적 허약에 영향을 미치는 개인 수준 요인으로 포함하였다.

지역의 고령 인구 비율이 높아질수록 가족 규모 축소와 사회구조 변화로 인해 세대 간 비공식 돌봄 자원과 연결성이 약화될 가능성이 있는 것으로 알려져 있다[1]. 생활안전과 교통안전은 노인의 외출 가능성과 대면 상호작용 기회를 결정하며[16], 노인여가복지시설과 같은 사회기반은 관계망 형성과 활동 참여를 촉진하거나 제약한다고 보고되어있다[15]. 따라서 지역의 고령화, 노인여가복지시설 수, 생활안전도, 교통안전도를 사회적 허약에 영향을 미치는 지역 수준 요인으로 포함하였다.

연구방법

Ethic statement: This study was conducted after receiving an exemption approval by the Institutional Review Board (IRB) of Sungshin Women’s University (IRB No. SSWUIRB-2025-069).

1. 연구설계

본 연구는 2023년 지역사회건강조사 원시 자료와 통계청 및 행정안전부의 전국지역 안전지수 자료를 활용하여 지역사회 거주 노인의 사회적 허약에 영향을 미치는 개인 차원과 지역 차원의 다수준 요인을 파악하기 위한 이차자료 분석 연구이다. 본 연구는 관찰연구 보고지침인 STROBE (Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology) (https://www.strobe-statement.org)를 준수하여 기술하였다.

2. 연구대상 및 자료수집

연구대상은 2023년도 지역사회건강조사 원시 자료 중 만 65세 이상 노인 81,898명으로 층화•집락확률 표집 설계를 고려한 가중치를 적용하여 최종 분석에 적용하였다. 지역 수준 변수는 통계청에서 제공하는 지역 통계 자료와 행정안전부의 2023년 전국지역 안전지수 자료를 이용하였다. 자료는 질병 관리청 원시 자료 공개 및 관리 규정에 의해 온라인으로 원자료 이용에 대한 연구계획서를 제출하고 승인을 받았으며, 성신여자대학교 생명윤리위원회(Institutional Review Board, IRB)의 심의 면제(IRB No. SSWUIRB-2025-069)를 받은 후 진행하였다. 지역사회건강조사는 지역보건의료계획 수립을 목적으로 질병관리청이 주관하는 전국 단위 층화•집락 표본설계 조사로 훈련된 조사원이 표본가구를 방문하여 만 19세 이상 성인을 1:1 면접으로 조사한다. 본 연구는 만 65세 이상 지역사회 거주 노인을 분석대상으로 하였으며 요양 시설 거주자는 포함하지 않았다. 개인 수준 자료와 지역 수준 자료의 결합을 위해 시•군•구 단위의 지역 코드를 기준으로 2023년 통계청과 행정안전부 전국지역 안전지수 데이터베이스를 연결하여 분석에 활용하였다.

3. 분석 변수

1) 사회적 허약

본 연구에서는 경제적 불만족, 1인 가구 거주, 사회활동 미참여, 이웃과의 연락 빈도의 4문항을 이용하여 사회적 허약을 측정하였다. 본 연구에서 사용한 사회적 허약 지표 4문항은 Bunt 등[4] 이 제시한 사회적 허약을 기본적인 사회적 욕구 충족에 중요한 사회적 자원•활동•능력을 상실하는 연속선이라는 개념에 부합하도록 자원에 해당하는 경제적 불만족과 구조형태의 자원에 해당하는 1인 가구 거주, 활동•능력의 상실에 해당하는 사회활동 미참여, 이웃과의 연락 빈도로 구성되었다. 이 척도는 사회적 자본•역할 상실•관계망 약화라는 사회적 허약의 핵심축을 경제•구조•행태 차원에서 균형 있게 반영한다는 장점이 있다[4,5,19]. 이 문항들은 장애•사망 등 부정적인 예후를 예측하는 사회적 허약의 지표로 선행연구[20-22]에서 반복적으로 사용되었고 사회적 허약이 우울[21]과 내재적 역량 저하와의 관련성이 보고[22]되어 타당성을 인정받았다.

경제적 불만족은 지역사회건강조사 문항체계에서 개념의 속성을 반영한 식생활 기반지표로 보완하여 “식생활 만족도” 문항으로 평가하였는데, 해당 문항은 1점(충분한 양과 다양한 종류의 음식)부터 4점(경제적으로 어려워 먹을 것이 부족함)까지의 4점 척도로 구성되었다. 본 연구에서는 이 문항을 역 코딩하여 “경제적으로 어려움”에 해당하는 응답을 1점(경제적 불만족), 그 외를 0점(경제적 만족)으로 이분화하였다. 1인 가구 거주는 가구 형태 문항에서 “1인 가구”라고 응답한 경우 1점, 그렇지 않은 경우 0점으로 처리하였다. 사회활동 미참여는 종교활동, 친목 활동, 여가/레저활동, 자선단체 활동 4개 영역의 사회활동 중 하나라도 참여하지 않는 경우 1점, 적어도 하나 이상에 참여하는 경우 0점으로 처리하였다. 이웃과의 연락 빈도는 “한 달에 1번 미만”인 경우 1점, 그 외의 경우 0점으로 범주화하였다. 이러한 4개 문항 점수를 합산하여 사회적 허약 총점을 0점에서 4점 범위로 산출하였으며, 점수가 높을수록 사회적 허약수준이 높은 것을 의미한다. 분석에서는 선행 연구[22]의 분류 체계에 따라 총점이 2~4점인 경우 ‘사회적 허약 상태’, 1점은 ‘사회적 허약 전 상태’, 0점은 ‘사회적 비허약 상태’로 구분하였다. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach’s α=.74였다.

2) 개인 수준 독립변수

개인 수준 독립변수로 연령은 신체 및 사회적 기능의 차이를 반영하기 위하여 전기, 중기, 후기 노년기로 나누어 65~70세, 71~80세, 81세 이상 세 그룹으로 구분하였다[23].

학력은 무학, 초등학교 졸업, 중•고등학교 졸업, 대학교 이상으로 범주화하였다. 성별(남성=1, 여성=0), 경제활동(현재 경제활동 중=1, 경제활동 안 함=0), 기초생활 수급(해당=1, 비해당=0)은 더미 변수를 사용하여 처리하였다. 음주 여부는 음주량과 무관하게 ‘현재 음주하고 있음’과, ‘음주하지 않음’으로 분류하였다. 신체활동은 국제신체활동 설문(International Physical Activity Questionnaire)을 기반으로 Kim과 Jun [24]의 기준에 따라 ‘낮음’, ‘중간’, ‘높음’으로 범주화하였다. ‘낮음’은 걷기•중등도•격렬 활동이 거의 없어 주간 중등도 활동 30분 미만인 활동량이 낮은 집단, ‘중간’은 주당 중등도 활동 30분 이상 활동은 있으나 권고 수준인 주당 중등도 활동 150분 또는 격렬 활동 75분에 미달하는 집단, ‘높음’은 주당 중등도 활동 150분 또는 격렬 활동 75분 이상의 집단으로 분류하였다. 생활환경 만족도는 현재 거주 지역의 안전, 자연환경, 생활환경, 대중교통, 의료 서비스 등 5개 영역에 대한 만족도를 합산하여 5점 척도로 측정하였으며 값이 높을수록 생활환경에 대한 만족도가 높음을 의미한다[25]. 우울 수준은 Patient Health Questionnaire-9을 사용하여 측정된 점수(범위 0~27점)를 활용하였으며 분석에서는 임상적 우울의 컷오프인 5점 이상을 우울군으로 간주[26]하여 더미 변수를 생성하여 처리하였다. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach’s α=.81이었다.

3) 지역 수준 독립변수

지역 수준 독립변수는 고령화 수준, 노인여가복지시설 수준, 생활안전도, 교통안전도를 포함하였다. 지역의 고령화 수준은 지역 인구 중 만 65세 이상 인구의 비율로 정의하였으며, 해당 비율을 기준으로 상위, 중위, 하위 세 집단으로 구분하였고 노인여가복지시설 수준은 노인 인구 1,000명당 노인여가복지시설 개수로 나타내어, 이를 지역별로 산출한 후 상, 중, 하로 범주화하였다. 고령화 수준과 노인여가복지시설 범주는 지역 간 분포의 왜도가 크므로 비선형성을 감안하여 역학 연구에서 일반적으로 사용되는 연속형 변수를 삼분위로 구분해 범주화하였다. 동률 값 처리로 각 범주의 관측 비율은 상위 33.3%, 중위 33.4%에서 68.8%, 하위 31.2%로 범주화하였다.

생활안전도와 교통안전도는 행정안전부의 2023년 전국지역안전지수 데이터를 이용하였다. 이 지표는 값이 높을수록 해당 지역의 안전 수준이 낮음을 의미하므로 해석의 편의를 위해 역 코딩하여 사용하였다. 지역안전지수의 등급별 의미에 따르면 0등급은 가장 안전한 수준, 1~2등급은 양호 및 보통 수준, 3~4등급은 미흡 또는 취약한 수준으로 제시됨에 따라 본 연구에서는 생활안전도와 교통안전도를 각각 0등급, 1~2등급, 3~4등급의 세 그룹을 ‘높음’, ‘중간’, ‘낮음’으로 분류하였다.

4. 자료 분석

수집된 자료의 통계 분석은 SPSS 29.0 (IBM Corp.)을 활용하였다. 표본의 층화 및 집락 표집 설계를 반영하기 위해 원자료의 모든 빈도와 비율을 가중치를 적용하여 산출하였다. 사회적 허약 점수의 집단 간 차이는 독립표본 t-검정과 일원분산분석(ANOVA)으로 검정하였으며, 사후분석은 Scheffé 방법을 사용하였다. 사회적 허약에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해 서열형 다수준 로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 먼저 설명 변수가 포함되지 않은 영(Null) 모형(Model 1)을 통해 지역 수준 분산의 유의성을 확인하였고 다음으로 개인 수준 변수를 포함한 모형(Model 2)에서 개인 요인의 효과를 검정한 후 지역 수준 변수를 추가한 통합 모형(Model 3)을 통해 개인 요인을 통제한 상태에서 지역 요인의 추가 설명력을 평가하였다. 회귀분석 결과는 회귀계수를 오즈비(odds ratio, OR)로 환산하여 제시하였다. 이때 지역 수준 군집단위는 시•군•구 행정구역이며 다수준 회귀분석은 Mplus 8.0 (Muthén & Muthén) 프로그램을 이용하여 표본 가중치를 반영한 가중치 적용 최소 자승 추정법(Weighted Least Squares Mean and Variance Adjusted, WLSMV)으로 수행하였다. WLSMV 추정에서는 모형 간 차이 검정이 제공되지 않으므로 지역 수준 무작위 절편 분산의 추정치와 p값을 기반으로 지역 수준 분산의 유의성을 평가하였다. 개인 수준 오차분산은 로지스틱 회귀모형의 특성에 따라 로지스틱 분포 분산인 3.29로 고정하였으며, 이를 바탕으로 군집 간 상관계수(intraclass correlation coefficient, ICC)를 산출하였다.

연구결과

1. 일반적 특성 및 개인 수준 요인에 따른 사회적 허약

본 연구 대상자의 사회적 허약수준은 Table 1과 같다. 사회적 허약 점수 분포는 비허약 상태가 51.6%로 가장 높았고 허약 전 단계는 34.3%, 사회적 허약 상태가 14.1%로 순으로 나타났으며, 가중치를 적용한 사회적 허약 평균점수는 0.66± 0.80점이었다.

연구 대상자의 일반적 특성과 개인 수준 요인에 따른 사회적 허약수준 차이는 Table 2와 같다. 대상자의 연령 분포는 65~70세 40.1%, 71~80세 41.7%, 81세 이상 18.2%였고, 여성은 55.0%였다. 교육 수준은 무학이 40.1%로 가장 큰 비중을 차지하였으며, 중•고등학교 졸업 27.7%, 초등학교 졸업 20.1%, 대학교 졸업 이상이 12.1%였다. 경제활동을 하지 않는 노인이 65.7%였고, 8.5%는 기초생활 수급 대상자였다. 현재 음주를 하는 노인은 42.5%였고 신체활동 수준이 가장 낮은 집단이 53.3%로 나타났다. 생활환경에 “매우 만족”한다고 응답한 비율은 59.9%였고, 우울하다고 응답한 비율은 20.2%였다.

사회적 허약 평균점수는 연령이 증가할수록 유의하게 높아졌다(F=229,454.54, p<.001, η²=.05). 사후검정(Scheffé) 결과 모든 연령 집단 간 사회적 허약수준의 차이가 유의하게 나타났다. 성별에 따라 여성 노인의 사회적 허약수준이 남성 노인보다 통계적으로 유의하게 높게 나타났다(t=278.98, p<.001, Cohen’s d=0.18). 교육 수준별 사회적 허약의 차이도 유의하게 나타났다(F=215,051.98, p<.001, η²=.06). 무학, 초등학교 졸업, 중•고등학교 졸업, 대학교 졸업 이상 순으로 사회적 허약수준이 높았으며, Scheffé 사후검정 결과 모든 집단 간에 유의한 차이가 확인되었다.

경제활동 상태에 따라 비경제활동 노인이 경제활동을 하는 노인보다 사회적 허약수준이 유의하게 높았다(t=425.90, p<.001, Cohen’s d=0.27). 기초생활 수급 대상자인 노인은 비대상자 노인보다 통계적으로 유의하게 사회적 허약수준이 높은 것으로 나타났다(t=769.68, p<.001, Cohen’s d=1.16). 현재 음주를 하지 않는 노인이 음주하는 노인보다 사회적 허약수준이 높은 것으로 나타났다(t=-428.64, p<.001, Cohen’s d=-0.28). 신체활동 수준이 낮은 집단이 중간 집단과 높은 집단보다 사회적 허약수준이 높았고, 집단 간 차이는 유의하였다(F=164,694.34, p<.001, η²=.03). 생활환경 만족도에 따른 사회적 허약수준의 차이는 생활환경 만족도가 낮은 집단일수록 사회적 허약 점수가 높은 것으로 나타났으며, 이는 통계적으로 유의하였다(F=18,627.76, p<.001, η²=.01). 우울 수준에 있어 우울 집단이 비 우울 집단보다 사회적 허약수준이 유의하게 높았다(t=616.95, p<.001, Cohen’s d=0.57).

2. 지역 수준 요인에 따른 사회적 허약

지역 수준 요인에 따른 노인의 사회적 허약 차이는 Table 3과 같다. 본 연구 대상자의 거주 지역 고령화 수준은 최소 10.3%에서 최대 45.4% 범위로 분포하였고 범주별 분포는 상위 21.9%~45.4%, 중위 17.2%~21.8%, 하위 10.3%~17.0%였다. 노인여가복지시설은 노인 1,000명당 최소 1.1개에서 최대 29.5개로 분포하였고 범주별 분포는 상위 5.4~29.5개, 중위 2.2~5.3개, 하위 1.1~2.1개였다.

거주 지역의 고령화 수준에 따라 사회적 허약 점수에 유의한 차이가 나타났는데(F=14,147.93, p<.001, η²=.003), 고령화율이 높은 지역일수록 노인의 사회적 허약 점수가 높았다. 생활안전도 수준에 따른 사회적 허약 차이도 유의하였다(F=7,250.51, p<.001, η²=.001). 생활안전도가 낮은 지역일수록 사회적 허약이 높은 것으로 나타났다. 교통안전도 수준에 따른 사회적 허약 차이도 통계적으로 유의하였으며(F=1,864.15, p<.001, η²=.00), 교통안전도가 낮은 지역일수록 사회적 허약이 높았다. 노인여가복지시설 수준에 따른 사회적 허약 차이도 유의하게 나타났다(F=13,811.13, p<.001, η²=.003). 노인여가복지시설이 많은 지역에서 사회적 허약이 가장 높았고 중간 수준 지역, 적은 지역 순으로 점수가 낮아져 시설 수가 적을수록 사회적 허약이 낮았다.

3. 사회적 허약에 대한 개인 및 지역 수준 요인의 효과

사회적 허약에 대한 개인 및 지역 수준 요인의 다수준 로지스틱 회귀분석 결과는 Table 4와 같다. 설명 변수가 없는 영 모형(Model 1)에서 지역 간 분산이 통계적으로 유의하여(Level-2 δ²=0.03, p<.001), 노인들의 사회적 허약이 지역에 따른 차이가 존재함을 확인하였다. 개인 수준 모형(Model 2)에서는 모든 개인 수준 요인이 사회적 허약에 유의한 영향을 미쳤다. 연령이 1세 증가할 때 사회적 허약 위험이 1.03배로 증가하였다(OR=1.03, p<.001). 여성은 남성에 비해 사회적 허약 위험이 1.05배 높았다(OR=1.05, p<.001). 경제활동을 하지 않는 경우 사회적 허약 위험이 경제활동을 하는 경우보다 1.12배 높았다(OR=1.12, p<.001). 기초생활수급자의 경우 비 수급자 대비 사회적 허약 위험이 2.44배 높았다(OR=2.44, p<.001). 교육 수준이 높을수록 사회적 허약 위험이 유의하게 낮아져, 교육 수준이 한 단계 높아질 때 사회적 허약의 OR이 0.85로 감소하였다(OR=0.85, p<.001).

현재 음주자가 비음주자보다 사회적 허약이 통계적으로 유의하게 낮은 것으로 나타났다(OR=0.92, p<.001). 신체활동 수준이 높을수록 사회적 허약 위험이 감소하였으며(OR=0.91, p<.001), 생활환경 만족도가 높을수록 사회적 허약 위험이 낮아지는 것으로 나타났다(OR=0.94, p<.001). 우울 수준이 높을수록 사회적 허약 위험이 1.46배 높은 것으로 나타났다(OR=1.46, p<.001). 개인 수준 모형(Model 2) 분석 후에도 지역 수준 분산이 여전히 유의하였고(Level-2 δ²=0.03, p<.001), ICC는 2.0%로 감소하였다.

개인-지역 통합 모형(Model 3)에서 지역 수준 변수를 추가로 투입한 결과 지역의 고령화 수준만이 사회적 허약에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 해당 지역의 고령 인구 비율이 높을수록 노인의 사회적 허약 위험이 증가하였다(OR=1.01, p=.012). 개인-지역 통합 모형(Model 3)에서 추정된 지역 간 분산은 0.02로 감소하였으나 여전히 유의하였고(Level-2 δ²=0.02, p<.001), 최종 모형의 ICC는 2.0%로 산출되어 개인 수준 모형(Model 2)과 유사하였다.

논의

본 연구는 우리나라 지역사회 거주 노인의 사회적 허약 현황을 파악하고 다수준 분석을 통해 개인 및 지역 수준의 결정요인을 분석하였다. 연구결과 전체 노인의 약 14.1%가 사회적으로 허약 상태이고 34.3%는 사회적 허약 위험군에 해당하여, 우리나라 노인의 약 48%가 사회적 허약 또는 그 위험에 노출된 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 지역사회 거주 노인을 대상으로 한 선행 메타분석 연구[7]에서 사회적 허약을 포함한 위험군의 비율이 55.6%로 보고된 결과에 비해 낮은 수준이지만 노인 인구의 절반가량이 사회적 허약 위험에 노출된 상태인 것으로 확인되어 정책적으로 사회적 허약의 예방 및 완화를 위한 체계적이고 다차원적인 중재 전략이 필요하다.

본 연구 결과 연령이 높은 여성이며 교육 수준이 낮은 노인일수록 사회적 허약수준이 높은 것으로 나타났다. Li 등[7]과 Jang과 Yoon [27]의 연구에서도 여성, 저학력, 저소득 노인일수록 전반적인 허약 위험이 유의하게 높다고 보고되어 본 연구결과와 일치한다. 여성 노인의 사회적 허약수준이 남성보다 높게 나타난 것은 일반적으로 여성의 평균 수명이 남성보다 길어 배우자나 친구를 먼저 상실할 가능성이 높고, 고령 여성 세대의 과거 낮은 경제활동 참여율과 제한된 교육 기회로 인해 남성에 비해 사회적 자원이 취약한 현실과 관련지어 해석할 수 있다[27]. 그러나 다른 연구에서는 성별에 따른 사회적 허약수준 차이가 통계적으로 유의하지 않거나 지역에 따라 다르게 나타났으므로 성별 효과에 대해서는 향후 사회문화적 맥락을 반영한 추가 연구가 필요하다[28].

낮은 교육 수준과 빈곤은 사회적 고립과 밀접한 관련이 있는 요인으로 지적되는데, 본 연구에서도 무학인 노인과 기초생활 수급 노인에서 사회적 허약 위험이 가장 높은 것으로 나타났다. 교육 수준이 높을수록 정보 접근성과 사회참여 기회가 늘어나고 경제적 수준도 높아져 사회적 취약에 대비할 역량이 커지지만 저학력•빈곤 노인은 사회활동 참여나 대인관계 유지에 많은 제약을 받는 현실을 반영하는 결과로 볼 수 있다[27]. 특히 본 연구에서 기초생활 수급 노인의 사회적 허약 위험이 비수급 노인보다 2배 이상 높게 나타났다. 경제적 어려움은 이동성과 여가활동을 위축시키고 사회적 관계를 유지하는 데 필요한 비용 부담을 가중하여 결국 사회적 고립으로 이어질 수 있음이 알려져 있다[28]. 또한 빈곤 자체가 심리적 위축과 열등감을 초래하여 대인관계를 단절시키는 요인이 될 수 있고 이러한 취약계층 노인의 높은 사회적 허약수준은 건강 취약성과도 연결되어 악순환을 이루기 쉽다. 실제로 경제적 빈곤, 사회적 고립, 건강 악화는 상호 영향을 주며, 이러한 복합 취약 요인을 가진 노인은 사망률과 장애 발생 위험이 더욱 크다고 보고되었다[24,27]. 따라서 사회경제적 취약 노인을 대상으로 사회적 관계망을 지원하고 고립을 예방하기 위한 중재를 우선적으로 시행해야 할 필요가 있다. 그러나 이 결과는 본 연구의 사회적 허약 측정 항목에 경제적 불만족 및 1인 가구 거주와 같은 구조적 취약성 지표가 포함되어 있어 사회경제적 지위가 낮은 집단에서 측정 항목과 예측 변수 간의 높은 상관성으로 인해 높은 OR이 나타나는 측정의 한계를 가질 수 있어 결과 해석 시 조작적 정의의 한계를 고려해야 한다.

본 연구에서 신체활동 수준이 낮은 노인일수록 사회적 허약수준이 높은 것으로 나타났는데 이는 신체적으로 비활동적인 노인이 사회활동 참여나 대인 접촉도 줄어드는 경향을 반영한다. 규칙적인 운동 등 적극적인 신체활동은 노인의 우울과 인지기능 저하를 예방하고 신체적 허약을 감소시킬 뿐만 아니라, 사회적 교류의 기회를 늘려 사회적 취약성도 낮추는 효과가 있다고 보고되었다[27]. 생활환경에 만족하는 노인은 생활환경에 불만족하는 노인보다 사회적 활동 수준이 높았는데, 이는 지역사회의 치안 상태나 이웃 간 신뢰 등 생활환경이 노인의 사회관계 형성에 영향을 미침을 보여준다. 열악한 지역 환경에 대한 부정적 인식은 노인의 외출 감소와 사회참여 위축으로 이어져 결과적으로 사회적 허약을 촉진한다고 보고되었다[27]. 생활환경에 대한 불안감 증가는 도시 노인의 사회활동을 제약하고 허약 위험을 높이는 반면, 지역사회에 대한 심리적 안정감과 소속감은 허약을 예방하는 보호 요인으로 작용한다는 연구결과도 있다[27]. 특히 우리나라의 경우 노인 1인 가구가 급증함에 따라 이웃과의 유대 및 지역사회 안전망 확보가 사회적 고립을 막는 핵심 요소로 부각되고 있다. 지역사회 돌봄 체계를 구축할 때 노인이 안전하고 활발하게 교류할 수 있는 생활환경을 조성하는 것이 무엇보다 중요할 것이다.

본 연구에서 현재 음주를 하는 노인은 사회적 허약 위험이 유의하게 낮은 것으로 나타났다. 이는 음주 자체가 허약을 예방하는 직접적인 원인이라기보다는 음주가 종종 친교나 사회적 활동의 맥락에서 이루어지는 특성상 음주량과 관계없이 현재 음주 여부가 사회적 참여와 관계 유지의 간접적인 지표로 작용할 가능성이 있음을 시사한다. 즉, 적정 수준의 음주는 노인의 사회적 관계망이 유지되고 있을 가능성을 시사하는 맥락적 단서로 해석될 수 있다. 중•노년층을 대상으로 한 선행연구에서 사회관계망이 풍부한 집단일수록 음주율이 높다고 보고된 바 있어 과도한 음주는 건강에 해롭지만 적정 수준의 음주는 노인의 사회적 관계망을 유지하는 하나의 경로가 될 수 있는 것으로 해석할 수 있다[29]. 이처럼 다양한 개인 배경 및 건강 요인이 사회적 허약과 밀접히 연관되어 있었으며, 사회적 허약이 개인의 사회경제적 지위와 신체적•정신적 건강 상태의 복합적 영향을 받는다는 것을 확인할 수 있었다.

본 연구에서 노인의 사회적 허약에 대한 지역 수준 요인의 영향력은 제한적으로 나타났다. 지역 간 사회적 허약 차이는 유의하였으나 개인 수준 요인을 통제한 후에는 전체 분산의 약 2%만 지역 수준 요인으로 설명되었다. 이는 사회적 허약의 변이가 대부분 개인 차원에서 기인하고 지역사회 맥락의 영향력은 비교적 크지 않음을 의미한다. 본 연구에서 유의하게 확인된 지역 수준 요인은 거주 지역의 고령화 수준으로, 지역의 고령 인구 비율이 높을수록 노인의 사회적 허약 위험이 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 고령 인구가 밀집된 지역일수록 노인들이 사회적 취약에 더 노출될 수 있음을 보여준다. 실제로 농촌 등 고령화가 심화된 지역 노인은 도시에 비해 이용 가능한 사회적 지원 자원이 부족하여 사회적 허약 위험이 높다고 보고된 바 있으며[30], 이는 본 연구결과와 일치한다. 젊은 층의 인구 유출로 고령화가 심화된 지역에서는 가족•이웃 자원이 상대적으로 부족하고 지역의 사회적 자본도 약화되기 때문으로 해석된다. 그러나 본 연구에서 사회적 허약을 측정하는 요소 중 경제적 불만족과 1인 가구 거주는 지역의 고령화와 밀접하게 연관된 구조적 특성이 있다. 고령화가 높은 지역일수록 노인 인구 구성이 경제적 취약성과 사회적 고립의 구조를 동반하고 있을 가능성이 크기 때문에 고령화 수준이 유일한 지역 수준 유의 요인으로 나타난 결과 해석에 이와 같은 구성요인 영향을 고려하여야 하며 향후 사회적 허약의 측정 척도와 구조적 맥락 변수를 구분할 수 있는 설계의 연구가 필요하다.

반면 생활안전도, 교통안전도 등 본 연구에서 고려한 다른 지역 수준 특성들은 개인 수준 요인을 통제한 모형에서 유의한 영향력을 보이지 않았다. 약 2% 수준으로 나타난 낮은 ICC는 사회적 허약에서 지역사회 맥락의 영향력이 미미함을 보여주며, 이러한 결과는 농촌 노인의 신체적 허약을 다층 분석한 Jang과 Yoon의 연구에서 지역 요인의 직접 효과가 유의하지 않았던 결과와도 일치한다[27]. 다만 지역 간 격차가 전체 분산의 2% 정도로 작아 보일지라도 거시적인 관점에서 보면 상당한 수의 노인이 지역사회 환경의 영향을 받을 수 있으므로 지역 단위에서 고려해야 할 구조적 요인이 있음을 의미한다. 또한 본 연구에서 사용된 변수 이외에 지역의 사회적 자본, 복지 재정, 문화적 특성 등 다른 지역 수준 요인들 역시 노인의 사회적 건강에 영향을 미칠 수 있으므로 향후 연구에서는 지역 수준에서 노인의 사회적 허약을 완화할 수 있는 다양한 구조적 요인을 탐색할 필요가 있다.

이상의 결과를 통해 노인의 사회적 허약을 예방하고 완화하기 위해 개인 대상 접근과 지역 수준 접근을 병행하는 통합적 전략이 요구됨을 확인할 수 있다. 고령자, 여성 노인, 저소득•저학력 노인 등 사회적 고립에 취약한 집단을 조기에 선별하여 관리해야 한다. 또한 농어촌 등 고령 인구 비율이 높은 지역에서 노인의 이동 편의성을 높이고 교류 공간을 마련하는 것과 같은 노인의 사회참여를 촉진하고 사회적 허약을 예방할 수 있는 지역사회 환경 조성을 위한 정책적 지원이 필요하다.

본 연구의 제한점으로 첫째, 횡단적 연구설계로 인과관계를 명확히 판단하기 어려워 사회적 허약과 우울, 신체활동 등의 관련성에 대한 인과관계를 확인하지 못했다는 점을 들 수 있다. 추후 종단 연구를 통해 이러한 관계를 검증할 필요가 있다. 둘째, 이차자료에 의존하여 지역 수준 변수를 선정하고 측정함으로써 지역 수준의 영향력이 실제보다 과소평가되었을 가능성이 있다. 셋째, 연구대상이 지역사회 거주 노인으로 한정되어 노인요양시설 거주자나 중증 치매 노인은 포함되지 않았으므로 이러한 집단에서의 일반화에는 제한이 있다.

그럼에도 불구하고 본 연구는 개인과 지역 요인을 동시에 고려하는 다층모형 접근을 통해 사회적 허약의 결정요인을 다면적으로 규명하였다는 점에서 의의가 있다.

결론 및 제언

본 연구는 우리나라 지역사회 거주 노인의 사회적 허약수준과 영향 요인을 다층 구조로 규명하기 위해 수행되었다. 연구결과 약 48%의 노인이 사회적 허약 상태이거나 위험 단계에 속한 것으로 확인되었다. 개인 수준 요인이 사회적 허약에 주된 설명력을 갖는 것으로 나타났으며 지역 수준 요인은 ICC가 2%로 낮았으나 통계적으로 유의하게 존재하였다. 개인 수준에서는 고령, 여성, 낮은 교육, 비경제활동, 기초생활 수급, 낮은 신체활동, 낮은 생활환경 만족, 높은 우울이 사회적 허약 위험 요인으로 확인되었다. 지역 수준에서는 지역의 고령화 수준만이 개인 요인을 통제한 후에도 독립적 영향력을 유지하는 것으로 확인되었다.

본 연구결과는 우리나라 지역사회 노인의 사회적 허약 예방 및 중재 전략 수립에 중요한 시사점을 제공한다. 첫째, 사회적 허약에 가장 큰 설명력을 갖는 요인이 개인 수준에서 확인된 만큼 고령, 여성, 낮은 교육 수준, 경제활동 부재, 기초생활 수급, 낮은 신체활동, 생활환경 만족도 저하, 그리고 우울을 주요 표적 요인으로 하는 맞춤형 중재 프로그램이 필요하다. 둘째, 지역 수준에서는 지역의 고령화 수준이 독립적으로 영향을 미친다는 점에서 고령화가 빠르게 진행되는 지역사회에 대한 정책적 지원과 자원 배분의 우선순위 설정이 요구된다.

따라서 노인의 사회적 허약을 예방하고 관리하기 위해서는 개인 수준에서의 위험 요인에 근거한 맞춤형 중재와 더불어 지역 차원의 인구 구조적 특성을 고려한 정책이 병행되어야 한다. 이러한 다층적 접근은 노인의 건강 형평성을 제고하고, 궁극적으로 사회적 허약으로 인한 노인의 삶의 질 저하와 돌봄 부담을 완화하는 데 기여할 것이다.

NOTES

Authors' contribution

Study conception, Design acquisition, Data collection, Analysis and interpretation, Drafting and critical revision of the manuscript - CMC

Conflict of interest

No existing or potential conflict of interest relevant to this article was reported.

Funding

This work was supported by the Sungshin Women’s University Research Grant of H20220051.

Data availability

This study analyzed publicly available data from the 2023 Community Health Survey and national statistics; detailed data are available from the corresponding author on reasonable request.

Acknowledgements

None.

REFERENCES

1. World Health Organization. World report on ageing and health. World Health Organization; 2015.

2. Cesari M, Prince M, Thiyagarajan JA, De Carvalho IA, Bernabei R, Chan P, et al. Frailty: an emerging public health priority. Journal of the American Medical Directors Association. 2016;17(3):188-92. https://doi.org/10.1016/j.jamda.2015.12.016

3. Kojima G, Iliffe S, Walters K. Frailty index as a predictor of mortality: a systematic review and meta-analysis. Age and Ageing. 2018;47(2):193-200. https://doi.org/10.1093/ageing/afx162

4. Bunt S, Steverink N, Olthof J, van der Schans CP, Hobbelen JSM. Social frailty in older adults: a scoping review. European Journal of Ageing. 2017;14(3):323-34. https://doi.org/10.1007/s10433-017-0414-7

5. Teo N, Gao Q, Nyunt MSZ, Wee SL, Ng TP. Social frailty and functional disability: findings from the Singapore Longitudinal Ageing Studies. Journal of the American Medical Directors Association. 2017;18(7):637.e13-9. https://doi.org/10.1016/j.jamda.2017.04.015

6. Holt-Lunstad J, Smith TB, Baker M, Harris T, Stephenson D. Loneliness and social isolation as risk factors for mortality: a meta-analytic review. Perspectives on Psychological Science. 2015;10(2):227-37. https://doi.org/10.1177/1745691614568352

7. Li J, Zhu L, Yang Y, Li Y, Fu P, Yuan H. Prevalence and potential influencing factors for social frailty among community-dwelling older adults: a systematic review and meta-analysis. BMC Geriatrics. 2024;24(1):762. https://doi.org/10.1186/s12877-024-05365-8

8. Bessa B, Ribeiro O, Coelho T. Assessing the social dimension of frailty in old age: a systematic review. Archives of Gerontology and Geriatrics. 2018;78:101-13. https://doi.org/10.1016/j.archger.2018.06.005

9. Shankar A, Hamer M, McMunn A, Steptoe A. Social isolation and loneliness: relationships with cognitive function during 4 years of follow-up in the English Longitudinal Study of Ageing. Psychosomatic Medicine. 2013;75(2):161-70. https://doi.org/10.1097/PSY.0b013e31827f09cd

10. Valtorta NK, Kanaan M, Gilbody S, Ronzi S, Hanratty B. Loneliness and social isolation as risk factors for coronary heart disease and stroke: systematic review and meta-analysis of longitudinal observational studies. Heart. 2016;102(13):1009-16. https://doi.org/10.1136/heartjnl-2015-308790

11. Hu S, Jin C, Li S. Association between social capital and frailty and the mediating effect of health-promoting lifestyles in Chinese older adults: a cross-sectional study. BMC Geriatrics. 2022;22(1):175. https://doi.org/10.1186/s12877-022-02815-z

12. Phongsavan P, Chey T, Bauman A, Brooks R, Silove D. Social capital, socio-economic status and psychological distress among Australian adults. Social Science & Medicine. 2006;63(10):2546-61. https://doi.org/10.1016/j.socscimed.2006.06.021

13. Cramm JM, van Dijk HM, Nieboer AP. The importance of neighborhood social cohesion and social capital for the well being of older adults in the community. The Gerontologist. 2013;53(1):142-52. https://doi.org/10.1093/geront/gns052

14. Stuck AE, Walthert JM, Nikolaus T, Büla CJ, Hohmann C, Beck JC. Risk factors for functional status decline in community-living elderly people: a systematic literature review. Social Science & Medicine. 1999;48(4):445-69. https://doi.org/10.1016/s0277-9536(98)00370-0

15. Xu J, Chen Y, Wang Y, Gao J, Huang L. Association between age-friendliness of communities and frailty among older adults: a multilevel analysis. International Journal of Environmental Research and Public Health. 2022;19(12):7528. https://doi.org/10.3390/ijerph19127528

16. Levasseur M, Cohen AA, Dubois MF, Généreux M, Richard L, Therrien FH, et al. Environmental factors associated with social participation of older adults living in metropolitan, urban, and rural areas: the NuAge Study. American Journal of Public Health. 2015;105(8):1718-25. https://doi.org/10.2105/AJPH.2014.302415

17. Merlo J, Chaix B, Ohlsson H, Beckman A, Johnell K, Hjerpe P, et al. A brief conceptual tutorial of multilevel analysis in social epidemiology: using measures of clustering in multilevel logistic regression to investigate contextual phenomena. Journal of Epidemiology and Community Health. 2006;60(4):290-7. https://doi.org/10.1136/jech.2004.029454

18. Diez Roux AV. A glossary for multilevel analysis. Journal of Epidemiology and Community Health. 2002;56(8):588-94. https://doi.org/10.1136/jech.56.8.588

19. Makizako H, Shimada H, Tsutsumimoto K, Lee S, Doi T, Nakakubo S, et al. Social frailty in community-dwelling older adults as a risk factor for disability. Journal of the American Medical Directors Association. 2015;16(11):1003.e7-11. https://doi.org/10.1016/j.jamda.2015.08.023

20. Yamada M, Arai H. Social frailty predicts incident disability and mortality among community-dwelling Japanese older adults. Journal of the American Medical Directors Association. 2018;19(12):1099-103. https://doi.org/10.1016/j.jamda.2018.09.013

21. Hayashi T, Noguchi T, Kubo Y, Tomiyama N, Ochi A, Hayashi H. Social frailty and depressive symptoms during the COVID-19 pandemic among older adults in Japan: role of home exercise habits. Archives of Gerontology and Geriatrics. 2022;98:104555. https://doi.org/10.1016/j.archger.2021.104555

22. Huang CH, Okada K, Matsushita E, Uno C, Satake S, Martins BA, et al. The association of social frailty with intrinsic capacity in community-dwelling older adults: a prospective cohort study. BMC Geriatrics. 2021;21(1):515. https://doi.org/10.1186/s12877-021-02466-6

23. Kim YH. Factors influencing the health-related quality of life by age among vulnerable elderly women. Journal of the Korea Academia-Industrial Cooperation Society. 2013;14(3):1342-9. https://doi.org/10.5762/KAIS.2013.14.3.1342

24. Kim JY, Jun HJ. The multilevel factors on physical activity: a comparative study between young and elderly single-person households. Journal of Korea Planning Association. 2021;55(2):49-65. https://doi.org/10.17208/jkpa.2021.04.56.2.49

25. Chang BK, Park SW, Lee SM. Differences in physical activity and self-rated health levels based on satisfaction with physical environment of local communities: from school to lifelong physical education. Healthcare (Basel). 2024;12(22):2244. https://doi.org/10.3390/healthcare12222244

26. Kim M, Jung S, Park JE, Sohn JH, Seong SJ, Kim BS, et al. Validation of the Patient Health Questionnaire-9 and Patient Health Questionnaire-2 in the general Korean population. Psychiatry Investigation. 2023;20(9):853-60. https://doi.org/10.30773/pi.2023.0100

27. Jang AR, Yoon JY. Multilevel factors associated with frailty among the rural elderly in Korea based on the ecological model. International Journal of Environmental Research and Public Health. 2021;18(8):4146. https://doi.org/10.3390/ijerph18084146

28. Qi X, Li Y, Hu J, Meng L, Zeng P, Shi J, et al. Prevalence of social frailty and its associated factors in the older Chinese population: a national cross-sectional study. BMC Geriatrics. 2023;23(1):532. https://doi.org/10.1186/s12877-023-04241-1

29. Kim S, Spilman SL, Liao DH, Sacco P, Moore AA. Social networks and alcohol use among older adults: a comparison with middle-aged adults. Aging & Mental Health. 2018;22(4):550-7. https://doi.org/10.1080/13607863.2016.1268095

30. Park H, Jang IY, Lee HY, Jung HW, Lee E, Kim DH. Screening value of social frailty and its association with physical frailty and disability in community-dwelling older Koreans: aging study of PyeongChang rural area. International Journal of environmental Research and Public Health. 2019;16(16):2809. https://doi.org/10.3390/ijerph16162809

Figure 1.

Research framework of the study.

Table 1.

Level of Social Frailty (N=9,661,557^*)

Categories (score)	Number (%)	Mean±SD
Non frail (0)	4,985,364 (51.6)	0.66±0.80
Prefrailty (1)	3,313,914 (34.3)
Frailty (2~4)	1,362,279 (14.1)

SD=Standard deviation;

^*Weighted population estimate of older adults aged ≥65 in community, based on sample (n=81,898); SD=Standard deviation.

Table 2.

Characteristics of Individual Level Factors and Social Frailty (N=9,661,557)

Characteristic	Category	Number (%)	Mean±SD	t or F (p)	Cohen’s d or η²	Scheffé
Age (year)	65~70^a	3,874,284 (40.1)	0.50±0.74	229,454.54 (<.001)	.05	a<b<c
	71~80^b	4,028,869 (41.7)	0.66±0.80
	≥81^c	1,758,404 (18.2)	0.97±0.83
Sex	Female	5,313,856 (55.0)	0.72±0.81	278.07 (<.001)	0.18
Sex	Male	4,347,701 (45.0)	0.58±0.78	278.07 (<.001)	0.18
Education	Never attended school^a	3,874,284 (40.1)	0.88±0.85	215,051.98 (<.001)	.06	a<b<c<d
	Elementary school^b	1,941,973 (20.1)	0.61±0.77
	Middle& high school^c	2,676,251 (27.7)	0.49±0.72
	≥College^d	1,169,049 (12.1)	0.35±0.62
Economic activity	Yes	3,313,914 (34.3)	0.51±0.69	425.90 (<.001)	0.27
Economic activity	No	6,347,643 (65.7)	0.73±0.84	425.90 (<.001)	0.27
Basic livelihood security	Yes	821,233 (8.5)	1.46±1.01	769.68 (<.001)	1.16
Basic livelihood security	No	8,840,324 (91.5)	0.58±0.73	769.68 (<.001)	1.16
Alcohol consumption	Yes	4,106,162 (42.5)	0.53±0.75	-428.64 (<.001)	-0.28
Alcohol consumption	No	5,555,395 (57.5)	0.75±0.82	-428.64 (<.001)	-0.28
Physical activity	Low group^a	5,167,034 (53.5)	0.78±0.85	164,694.34 (<.001)	.03	a>b>c
	Medium group^b	1,843,353 (19.1)	0.59±0.76
	High group^c	2,651,170 (27.4)	0.45±0.68
Life environment satisfaction	0^a	67,631 (0.7)	1.12±1.02	18,627.76 (<.001)	0.01	a<b<c<d
	1~2^b	570,032 (5.9)	0.81±0.90
	3~4^c	3,236,622 (33.5)	0.67±0.81
	5^d	5,787,272 (59.9)	0.62±0.77
Depression	Yes	1,951,635 (20.2)	1.01±0.93	616.95 (<.001)	0.57
Depression	No	7,709,922 (79.8)	0.57±0.74	616.95 (<.001)	0.57

Higher mean scores indicate higher social frailty. d=Cohen’s d effect size; SD=Standard deviation; η²=Eta-squared. Superscripts a, b, c, d denote group comparisons: means with different letters differ significantly (Scheffé post-hoc, p<.05).

Table 3.

Social Frailty by Community Level Factors (N=9,661,557)

Characteristic (range)	Category	Number (%)	Mean±SD	F (p)	η²	Scheffé
Level of aging (10.3~45.4)	Low group^a	3,043,390 (31.5)	0.61±0.78	14,147.93 (<.001)	.003	a<b<c
	Middle group^b	3,313,914 (34.3)	0.64±0.80
	High group^c	3,304,253 (34.2)	0.71±0.81
Life safety (1.0~5.0)	Low group^a	783,427 (8.1)	0.69±0.82	7,250.51 (<.001)	.001	a>b>c
	Middle group^b	4,875,433 (50.5)	0.68±0.81
	High group^c	4,002,701 (41.4)	0.62±0.78
Traffic safety (1.0~5.0)	Low group^a	840,555 (8.7)	0.65±0.79	1,864.15 (<.001)	.00	a>b>c
	Middle group^b	4,859,763 (50.3)	0.67±0.80
	High group^c	3,961,239 (41.0)	0.64±0.80
Senior welfare facilities (1.1~29.5)	Low group^a	2,995,082 (31.0)	0.60±0.80	13,811.13 (<.001)	.003	a<b<c
	Middle group^b	3,429,853 (35.5)	0.65±0.80
	High group^c	3,236,622 (33.5)	0.71±0.80

SD=Standard deviation. Superscripts a, b, c denote significant differences between groups based on Scheffé post-hoc test (p<.05).

Table 4.

Multilevel Model Analysis in Social Frailty of the Older Adults (N=9,661,557)

			Model 1		Model 2			Model 3
			Null model		Individual model			Individual-community model
			b	p-value	b	p-value	OR	b	p-value	OR
Fixed effect	Level 1	Age			0.03	<.001	1.03	0.03	<.001	1.03
		Sex (ref: female)			0.05	<.001	1.05	0.05	<.001	1.05
		Education level			-0.16	<.001	0.85	-0.16	<.001	0.85
		Economic activity (ref: no)			0.11	<.001	1.12	0.11	<.001	1.12
		Basic livelihood security (ref: yes)			0.89	<.001	2.44	0.89	<.001	2.44
		Alcohol consumption (ref: yes)			-0.08	<.001	0.92	-0.08	<.001	0.92
		Physical activityl			-0.09	<.001	0.91	-0.09	<.001	0.91
		Life environment satisfaction			-0.06	<.001	0.94	-0.06	<.001	0.94
		Depression			0.38	<.001	1.46	0.38	<.001	1.46
	Level 2	Level of aging						0.01	.012	1.01
		Senior welfare facilities						0.001	.696	1.00
		Life safety						-0.01	.420	0.99
		Traffic safety						0.01	.601	1.01
Random effect		Level 1, δ²	3.29		3.29			3.29
		Level 2, δ²	0.03	<.001	0.03		<.001	0.02		<.001
		ICC (%)	3.0		2.0			2.0

ICC=Intra-class coefficient; OR=Odds ratio.