[ Article ]

Journal of Lifelong Learning Society - Vol. 22, No. 1, pp.127-149

ISSN: 1738-0057 (Print) 2671-8332 (Online)

Print publication date 28 Feb 2026

Received 29 Dec 2025 Revised 15 Jan 2026 Accepted 03 Feb 2026

DOI: https://doi.org/10.26857/JLLS.2026.2.22.1.127

중장년층의 평생학습 참여가 삶의 만족도에 미치는 영향: 프로그램 유형별 효과 분석

김지영 ; 강충서^*

전북대학교
전북대학교

The Effect of Lifelong Learning Participation on Life Satisfaction Varying by Program Type Among Middle-aged Adults

Jiyoung Kim ; Chungseo Kang^*

Jeonbuk National University
Jeonbuk National University

Correspondence to: ^*강충서 ( chungseo@jbnu.ac.kr)

초록

이 연구는 2024년 평생학습개인실태조사를 활용하여 중장년층의 평생학습 참여가 삶의 만족도에 미치는 영향을 경향점수매칭과 로젠바움 바운드 분석을 통해 검증했다. 분석 결과, 내생성 문제를 고려한 이후에도 평생학습 참여는 중장년층의 삶의 만족도를 높이는 것으로 확인되었다. 한편, 평생학습 유형별 효과를 분석했을 때 문화예술교육에서만 유의한 효과가 나타났고, 기초·직업역량교육과 인문교양교육의 참여 효과는 유의하지 않았다. 이러한 결과를 바탕으로 중장년층의 삶의 만족도를 높이기 위해 평생학습 참여를 확대하는 것이 중요하다는 점을 제언했다. 더불어, 평생교육 정책이 평생학습 프로그램 참여율 제고뿐만 아니라 프로그램 유형별 특성과 효과에 부합하는 맞춤형 지원체계 구축에 초점을 맞출 필요가 있다는 점을 논의했다.

Abstract

This study examines the effect of lifelong learning participation on life satisfaction among middle-aged adults using data from the 2024 Lifelong Learning Individual Survey and propensity score matching (PSM). The results indicate that participation in lifelong learning increases life satisfaction among middle-aged adults; however, a significant effect was observed only for cultural and arts education, while degree-oriented vocational education and general liberal education showed no significant impact. Based on the results, we suggest that lifelong learning policies should prioritize differentiated and targeted support systems that reflect the distinct effects of different learning types.

Keywords:

lifelong education effect, lifelong learning, life satisfaction, middle-aged, propensity score matching

키워드:

평생학습 효과, 평생교육, 중장년층, 삶의 만족도, 경향점수매칭

Ⅰ. 서론

중장년기는 다양한 생애 전환이 집중되는 시기로, 고용 및 신체의 변화를 겪는 시기이다. 특히 한국 사회에서 중장년 시기는 정년 단축, 연령 중심의 고용 차별, 돌봄 부담의 증가 등이 복합적으로 작용하면서 사회적 역할이 전환되는 시점으로 여겨진다(이정우·김진희·강충서, 2024). 이러한 맥락에서, 평생학습은 중장년층이 삶의 의미를 다시 구성하는 데 기여하고, 생애 전환기에 요구되는 기반을 마련하는 계기를 제공한다는 측면에서 주목받는다고 볼 수 있다(Vargas, 2017). 더불어, 정책적으로도 평생교육을 통해 중장년층의 삶의 질을 제고하고자 하는 정책적 관심이 지속되고 있다는 점을 감안하면(교육부, 2022), 중장년층이 체감하는 삶의 만족도는 평생학습의 성과를 집약적으로 보여주는 핵심 지표로서 학술적, 정책적 의미를 지닌다고 볼 수 있다(윤민주·전하람·이경양, 2023; 이현주·박진영, 2020).

실제로, 여러 연구에서 삶의 만족도는 평생학습의 성과를 판단하는 핵심 지표로 다루어져 왔다. 평생학습 참여가 개인의 주관적 만족감, 정체감 형성, 사회적 관계 회복 등 다양한 삶의 영역에 긍정적으로 작동하면서 높은 삶의 만족도로 이어진다는 주장이다(김남선, 2001; 신소정, 2018; 안수인·한정란·이남, 2021; 한수정, 2017; 황정원·길혜지, 2017). 나아가 중장년층을 대상으로 한 여러 실증연구에서도 평생학습 참여가 높은 삶의 만족도와 연관되어 있으며 정서 안정과 사회적 관계 회복에 긍정적으로 작용하는 것으로 보고된다(전윤미·석세희, 2025; Fang & Sim, 2024).

이러한 연구들은 평생학습 참여와 삶의 만족도 사이에 정적인 효과가 있을 가능성을 보여주는 데 의의가 있다. 그러나 평생학습의 효과를 엄밀히 살피기에는 방법론적 한계가 있었다. 여러 연구가 참여자와 비참여자의 삶의 만족도 평균 차이를 비교하거나 단순 회귀모형을 적용하는 수준에 머물러 있어, 그 인과효과를 면밀하게 확인하기 어려웠다. 평생학습 참여가 일반적으로 개인의 선택을 전제로 한다는 점을 고려할 때, 그 효과를 확인하려면 내생성 문제를 고려할 필요가 있다. 교육 수준이나 건강 상태, 학습 동기와 같은 요소가 평생학습 참여와 삶의 만족도에 동시에 작용할 가능성을 배제하기 어렵기 때문이다. 실제로, 평생학습 참여자의 고유한 성향이 학습 성과에 개입하여 평생학습의 효과가 실제보다 크게 추정될 가능성이 여러 연구에서 반복적으로 제기되어 왔다(최수정·김성남, 2015; Matrix Knowledge Group, 2010; Youn & Shin, 2025).

더불어, 지금까지의 연구는 평생학습 프로그램 유형에 따라 그 교육의 내용과 목적이 다르다는 점을 종합적으로 고려하지 못한 한계도 있었다. 평생학습은 기초·직업역량교육을 비롯해 인문교양교육, 문화예술교육 등 여러 유형으로 구성되며, 각 프로그램이 지향하는 성과와 학습자가 기대하는 변화 또한 서로 다르게 설정된다(김진희 외, 2023). 프로그램 유형별로 학습 내용과 목표가 다르다는 점을 고려하면, 그 효과는 서로 다르게 나타날 가능성을 배제하기 어렵다(Field, 2009). 그럼에도 이러한 프로그램별 차이를 구분하여 그 효과를 설명하려는 시도는 제한적이었다. 그 결과, 평생학습의 효과를 유형별로 구체화하거나 학습자의 특성과 기대에 부합하는 정책을 설계하는 데에도 한계가 있었다.

이러한 한계를 보완하기 위해, 이 연구는 중장년층의 평생학습 참여가 삶의 만족도에 미치는 영향을 반사실적 가정에 입각한 인과모형을 통해 실증적으로 분석하고자 한다. 특히 참여 여부에 따른 효과를 확인하는 데 그치지 않고, 기초·직업역량교육, 인문교양교육, 문화예술교육으로 프로그램 유형별 효과를 구분하여 파악함으로써 평생학습의 이질적 영향력을 보다 정교하게 이해하고자 한다. 분석에는 참여자와 비참여자 간의 사전 특성 차이로 인한 선택편향(selection bias)을 통제하기 위해 경향점수매칭(Propensity Score Matching, PSM) 기법을 활용하고, 관찰되지 않은(unobservable) 교란변수의 영향력을 고려하기 위해 로젠바움 바운드(Rosenbaum bounds) 분석을 추가로 수행한다. 이러한 접근을 통해 중장년층의 삶의 만족도 향상에 기여할 수 있는 평생학습 정책의 방향을 모색하는 데 연구의 의의를 두고자 한다.

연구문제 1. 중장년층의 평생학습 참여는 삶의 만족도에 어떠한 영향을 미치는가?

연구문제 2. 중장년층의 각 평생학습 프로그램 유형(기초·직업역량교육, 인문교양교육, 문화예술교육)별 참여가 삶의 만족도에 미치는 효과는 어떠한가?

Ⅱ. 이론적 배경

1. 중장년층의 평생학습 참여와 삶의 만족도

평생학습이 삶의 만족 수준을 높이는 방향으로 작동해야 한다는 관점은 평생학습 담론을 꾸준히 이끌어 온 기본 전제라고 할 수 있다. 예를 들어, 국제기구의 정책 논의에서 평생학습은 개인의 삶의 질을 높이고 사회적 통합을 촉진하는 수단으로 제시되어 왔으며, 이러한 시각은 평생학습을 능력 개발에 한정된 활동이 아니라 인간의 존엄과 행복을 지탱하는 공적 가치로 바라보는 접근과 맞닿아 있다(OECD, 2021; UNESCO Institute for Lifelong Learning, 2016). Field(2009)가 제시한 설명 또한 이와 유사한 방향을 지지한다. 그는 평생학습을 변화하는 생애 조건 속에서 개인이 자신의 삶을 다시 해석하고 의미를 조정해 가는 과정으로 보았고, 결국 이러한 과정이 개인의 삶에 대한 평가와 긴밀하게 결합되어 있다고 설명했다.

실제로 삶의 만족도는 개인이 학습과 일상에서의 여러 경험을 종합해 자신의 삶 전체를 어떻게 평가하는지를 보여주는 지표로서, 평생학습의 효과를 살피는 데 널리 활용되어 왔다(윤민주·전하람·이경양, 2023). 삶의 만족도는 일시적인 기분이나 상태를 나타내는 것이 아니라 다양한 생활 영역에서 나타난 변화를 종합적으로 반영할 수 있다는 점에서 평생학습의 성과를 평가하는 중요한 지표로 작용한다. 평생학습에 참여한 중장년층은 이를 통해 자신의 관심과 능력을 다시 점검하고, 삶에서 무엇이 중요한지 성찰하는 계기를 경험하는 것으로 논의된다(UNESCO Institute for Lifelong Learning, 2016). 이러한 인식의 변화가 일상 전반에 누적되면서, 개인은 자신의 삶을 보다 긍정적으로 평가하게 되고, 그 결과가 삶의 만족도로 나타난다고 볼 수 있다.

이러한 개념적 논의는 경험연구에서도 확인된다. 국내외 연구는 평생학습 참여가 삶의 만족도와 긍정적으로 연관되어 있다는 결과를 꾸준히 제시해 왔다. 평생학습이 건강, 사회적 관계, 고용 안정 등 삶의 만족을 구성하는 요소를 강화하여 전반적인 삶의 만족도 향상과 연관이 있는 것으로 보고되었으며(Granderath, Martin, & Froehlich, 2021; OECD, 2021), 국내 전국 표집 자료 분석에서도 학력이 낮은 집단이 평생학습에 참여할 경우 학력이 높은 집단에 비해 삶의 만족도 수준이 더 많이 증가하는 경향이 확인된 바 있다(윤민주·전하람·이경양, 2023).

더불어, 기존 연구는 평생학습 참여가 삶의 만족도를 향상시키는 과정이 특히 사회적 관계 활성화와 밀접하게 연관되어 있음을 보여준다. 예를 들어, 국내 연구는 평생학습이 사회적 관계망의 확대와 자아존중감의 회복으로 이어져 삶의 만족도를 높인다는 점을 실증적으로 제시한다(변종임·김인숙, 2011; 안수인·한정란·이남, 2021; 이효영, 2019). 중·고령자를 대상으로 평생학습 활동이 사회참여를 촉진하고, 이를 통해 삶의 만족도를 높이는 경향이 확인된 바 있다(이효영, 2019). 여러 국외 연구에서도 중장년 이후 학습 활동 참여가 자기효능감과 사회적 유대감을 강화함으로써 삶의 만족을 높이는 과정을 보고한다(Fancourt & Tymoszuk, 2019; Fang & Sim, 2024).

한편, 기존 연구는 평생학습과 삶의 만족도 간의 관계를 다루면서도 대부분 고령층이나 전체 성인을 대상으로 분석되어, 중장년층이 처한 맥락을 충분히 반영하지 못한 한계를 지닌다. 중장년층은 경제활동과 가족 돌봄이 동시에 요구되는 시기에 놓여 있으며, 퇴직 전환, 경력 단절, 건강 저하 등 다양한 구조적 부담이 집중되는 집단이라 볼 수 있다(이정우·김진희·강충서, 2024; 전윤미·석세희, 2025). 이러한 시기에는 단순한 지식이나 기술 습득보다 변화된 환경 속에서 자신을 재정의하고, 사회적 관계를 회복하며, 새로운 생애 방향을 탐색하는 과정이 더욱 중요해진다. 따라서 평생학습은 중장년층이 이러한 전환기를 능동적으로 극복하고, 정체성과 관계의 균형을 회복하며, 삶의 만족도를 유지 및 향상시키는 데 기여할 가능성이 있다(안수인·한정란·이남, 2021; Field, 2009; Vargas, 2017). 이러한 특성을 고려하면, 평생학습이 삶의 만족을 높인다는 기존의 설명이 중장년층에게도 적용될 것이라 예상되지만, 이들을 대상으로 한 분석은 상대적으로 부족한 실정이다.

더불어, 중장년층의 평생학습 참여가 삶의 만족도에 미치는 영향을 보다 엄밀하게 검증하기 위해서는, 참여 여부가 개인의 특성이나 동기에 의해 결정될 수 있다는 내생성 문제를 고려할 필요가 있다. 그러나 기존 연구는 대체로 특정 시점의 조사 자료를 활용해 참여자와 비참여자 간의 평균 차이나 상관관계를 비교하는 데 그쳐, 평생학습 참여의 실제 효과를 인과적으로 규명하기에는 한계가 있었다. 단면적 분석에 기반한 이러한 접근은 시간적 선후관계를 확인하기 어렵고, 참여 여부와 삶의 만족도 모두에 영향을 미칠 수 있는 개인적 특성이나 환경적 요인을 충분히 고려하지 못한다는 점에서 분석상의 제약이 존재한다. 이로 인해 참여가 무작위로 이루어지지 않는 현실에서 선택편향으로 인한 효과의 과대추정 가능성이 제기된다(Guo & Fraser, 2014; Matrix Knowledge Group, 2010).

이후 이러한 한계를 보완하기 위해 선택편향을 통제하고 평생학습 프로그램 참여 효과를 엄밀하게 추정하려는 접근이 시도되어 왔다. 최수정·김성남(2015)은 OECD의 국제성인역량조사(Programme for the International Assessment of Adult Competencies, PIAAC) 자료에 PSM을 적용하여 성인 핵심역량에 대한 평생학습 참여 효과를 분석하였다. 그 결과, 참여 효과의 크기가 PSM 적용 후 다중회귀 분석을 실시했을 때 참여 효과의 크기가 기존 대비 감소하는 것으로 나타나, 내생성 문제를 고려하지 않을 경우 추정의 정확성이 떨어질 가능성을 보여주었다. 이후 Youn & Shin(2025)은 같은 자료를 활용하되, 사회경제적 배경, 직업 특성, 학습 동기 등 보다 폭넓은 공변수를 포함하여 내생성 문제를 정밀하게 통제했다. 그 결과, 평생학습 참여가 핵심역량 향상에 긍정적 영향을 미치지만, 그 효과의 크기는 기존 연구보다 더 작아지는 것을 확인했다. 이 연구들은 삶의 만족도에 대한 평생학습 참여 효과를 직접 검증한 연구는 아니지만, 참여자의 특성과 배경에 따른 내생성 문제를 충분히 고려할 때 평생학습의 효과를 보다 엄밀하게 추정할 수 있음을 보여준다(Guo & Fraser, 2014).

2. 중장년층 평생학습 프로그램 유형별 삶의 만족도

평생학습의 효과는 학습이 지향하는 목적과 교육의 유형에 따라 다르게 나타날 수 있다. 이는 학습이 단일한 경험이 아니라 그 목적과 내용에 따라 참여자의 동기와 학습 과정, 그리고 삶의 변화 양상이 달라지기 때문이다. 예를 들어, 경제적 성취를 목적으로 한 학습은 직업적 성과나 소득 안정 등 외적 결과를 중시하는 반면, 정서적 안정이나 자아실현을 추구하는 학습은 자기 이해의 확장과 관계적 만족과 같은 내적 변화를 강조한다(Field, 2009). 이러한 차이는 학습의 효과가 삶의 만족도에 미치는 방식에서도 차이를 드러낼 수 있다. 가령, 직업능력 개발 중심의 학습은 경제적 안정과 사회적 지위 향상으로 이어져 삶의 객관적 조건을 개선하는 반면, 인문교양이나 문화예술 중심의 학습은 정서적 안정, 자기 수용, 사회적 관계의 질적 향상 등 주관적 만족을 높이는 방향으로 작용할 수 있다. 참여한 평생학습이 어떠한 목표와 가치에 기반하느냐에 따라, 삶의 만족도가 형성되는 경로와 내용 또한 서로 다른 형태로 나타날 가능성이 있는 것이다.

실제로 중장년층이 참여하는 평생학습은 기초·직업역량교육, 인문교양교육, 문화예술교육 등 여러 영역으로 나뉘며, 각 유형은 서로 다른 기대와 동기를 반영한다. 기초·직업역량교육은 고용 유지나 경력 전환, 자격 취득 등 실질적 성과를 중시하며, 생계 안정과 경제적 자립을 확보하려는 도구적 동기가 중심이 된다(권대봉 외, 2017). 반면 인문교양교육은 자신의 경험을 다시 해석하고 삶의 방향을 점검하려는 관심과 연결되어, 중장년층이 생애 전환기에서 마주하는 가치 혼란이나 감정의 동요를 정리하는 데 기여하는 것으로 논의된다(Field, 2009). 한편 문화예술교육은 여가를 매개로 정서적 회복과 사회적 관계망의 확장을 촉진하며, 학습자가 자아표현과 사회적 교류를 통해 활력을 얻고 공동체 속에서의 소속감과 관계적 만족을 강화하는 특성을 지닌다(한수정, 2017; Fancourt & Tymoszuk, 2019).

여러 경험연구는 중장년층의 평생학습이 프로그램 유형별로 상이한 목표와 동기를 내포하고 있으며, 그에 따라 삶의 만족도에 이르는 경로 또한 다르게 형성될 가능성을 시사한다. 예를 들어, 기초·직업역량교육의 경우, 고용 안정과 경제적 자립이라는 실질적 목표가 삶의 만족도에 간접적으로 작용하는 것으로 보고된다. 직업훈련과 학력보완과정 참여자는 비참여자에 비해 근로 만족과 고용 유지 수준이 높았으며(Matrix Knowledge Group, 2010; OECD, 2021), 국내 연구에서도 직업능력 향상과 경력 지속 의지가 삶의 만족도로 이어지는 긍정적 경향이 확인되었다(이종찬·김민규, 2024).

반면, 인문교양교육은 자기 이해와 정체성 회복을 바탕으로 한 내적 변화를 유도하며, 학습의 지속성과 몰입도가 높을수록 삶의 만족도가 상승하는 경향이 있는 것으로 논의된다. 생애 전환기에서 인문교양적 학습은 심리적 불안과 가치 혼란을 완화하고, 자기성찰을 통해 정서적 안정과 자아존중감을 높이는 것으로 나타났다(Field, 2009). 국내 연구에서도 유사한 경향이 확인된다. 인문교양교육 참여자는 비참여자보다 삶의 만족도와 사회적 관계를 높게 평가하는 경향이 나타났으며, 학습에 참여한 기간이 길수록 생활 전반을 바라보는 인식이 더 긍정적이었다(윤민주·전하람·이경양, 2023; 이효영, 2019).

비슷하게, 문화예술교육은 정서적 안정과 사회적 관계망 확장을 통한 직접적 만족 효과가 두드러진다. 문화예술활동에 참여한 중장년층은 비참여자보다 행복감, 활력, 사회적 유대감 수준이 높게 나타났으며, 특히 공동체 내 관계 형성과 여가 만족이 전반적인 삶의 만족도로 이어지는 경향이 확인되었다(한수정, 2017; Fancourt & Tymoszuk, 2019). 문화예술교육이 관계 형성의 장과 일상의 ‘리듬’을 재구성하는 경험을 제공하여, 그 효과가 삶의 만족도로 이어질 가능성을 시사하는 것이다.

살펴본 바와 같이 프로그램 유형에 따라 평생학습 참여와 삶의 만족도 간의 관계가 다를 수 있음에도, 이를 구체적으로 검증하는 시도는 제한적이었다. 평생학습 참여자와 비참여자 간의 삶의 만족도 차이를 단순히 비교하는 데 그치는 경우, 어떤 유형의 학습이 삶의 만족도 수준과 연결되는지 설명하기 어려웠다. 특히 중장년층에 초점을 둔 연구는 거의 없는 실정이어서, 이 시기에 평생학습의 프로그램 유형별 효과가 어떻게 반영될지는 충분히 분석되지 못했다. 이에 이 연구는 중장년층을 대상으로 평생학습 참여 여부뿐 아니라 기초·직업역량교육, 인문교양교육, 문화예술교육이라는 프로그램 유형별 참여 효과를 구분하여 분석함으로써, 평생학습 프로그램 효과를 좀 더 세밀하게 살피고자 한다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구자료

이 연구는 한국교육개발원이 실시한 2024년 평생학습개인실태조사 자료를 분석하였다. 해당 조사는 중장년층의 평생학습 참여 실태와 삶의 만족도 수준을 파악할 수 있을 뿐 아니라, 다양한 인구사회학적 특성 변수를 함께 포함하고 있다. 이 조사는 전국 17개 시도의 만 25세 이상 79세 이하 성인을 모집단으로 하여 실시되었으며, 총 30,829명의 응답이 수집되었다. 아울러 최근의 평생학습 환경 변화를 반영한 최신의 자료라는 이점이 있다. 중장년층의 연령 범위는 연구에 따라 다소 차이가 존재하지만(이정우·김진희·강충서, 2024), 이 연구에서는 평생학습 참여 효과를 보다 폭넓게 검토하고, 중장년층의 특성을 파악하기 위해 만 45세부터 64세까지의 응답자를 분석대상으로 설정하였다(이현주·박진영, 2020). 이에 따라 최종 분석에 포함된 사례 수는 총 13,814명이다.

2. 연구 방법

평생학습 참여가 중장년층의 삶의 만족도에 어떤 영향을 미치는지를 검증하기 위해 PSM 기법을 활용하였다. PSM은 참여자와 비참여자 사이에 존재하는 관찰 가능한 사전 특성 차이를 통제함으로써, 평생학습 참여 여부와 프로그램 유형별 효과를 삶의 만족도에 대해 보다 엄밀하게 추정할 수 있는 방법이다(Guo & Fraser, 2014). 선행연구에서는 연령, 성별, 학력, 건강 인식, 소득 등이 평생학습 참여 여부를 결정하는 요인인 동시에 개인이 삶의 만족을 평가할 때 영향을 주는 변수로 제시되어 왔다(변종임·김인숙, 2011; 윤민주·전하람·이경양, 2023; 이종찬·김민규, 2024; 최수정·김성남, 2015; Youn & Shin, 2025). 따라서 참여집단과 비참여집단 간 사전(pre) 차이로 인해 선택편향이 발생할 가능성이 높다고 볼 수 있다. 이러한 편향을 최소화하기 위해 PSM을 적용하여 참여 효과를 추정한 것이다.

이 연구에서는 PSM 분석에 앞서 평생학습 참여 여부와 삶의 만족도 간의 전반적 관계를 파악하기 위해 다중회귀분석(Ordinary Least Squares (OLS))을 병행했다. OLS를 통해 평생학습 참여와 삶의 만족도 간의 상관관계를 확인하고, 이후 PSM 분석을 통한 인과효과 검증 결과를 비교함으로써 내생성 통제 전후의 결과 차이를 검토했다. 다음으로, 기초·직업역량교육, 인문교양교육, 문화예술교육 등 프로그램 유형별 효과를 개별적으로 추정했다. 각 유형을 분석할 때는 해당 유형 외의 평생학습 프로그램 참여 여부를 공변수로 추가하여, 복수 프로그램 참여로 인해 결과에 영향을 미칠 수 있는 잠재 가능성을 함께 통제하였다.

PSM 적용 절차는 다음과 같다. 먼저 공변수를 포함하여 평생학습 참여 여부(또는 프로그램 유형별 참여 여부)를 종속변수로 하는 로지스틱 회귀모형(logistic regression model)을 실행한 후 추정된 회귀계수를 바탕으로 경향점수를 산출했다. 이때 산출된 경향점수는 각 개인의 프로그램 참여 확률을 단일 지표로 축약한 값으로, 참여군과 비참여군 간 특성이 유사한 사례들을 매칭하는 데 활용했다. 경향점수매칭 방법에는 칼리퍼 매칭, 층화 매칭, 커널 매칭 등 여러 방법이 있으며, 각 방법은 편향 감소 수준과 표본 활용 정도 사이에서 서로 다른 장단점이 있다(Guo & Fraser, 2014; Rosenbaum & Rubin, 1983). 이 연구에서는 대규모 자료임을 고려하여 최근접 이웃매칭(nearest neighbor matching)을 적용했다. 최근접 이웃매칭은 처치집단의 각 사례에 대해 경향점수가 가장 가까운 비교집단 사례를 직접 대응시키는 방식으로, 매칭 결과를 해석하기 용이하고 추정된 효과를 삶의 만족도 차이와 연결하여 살펴보기에 적합하다고 판단했다(Guo & Fraser, 2014).

매칭 이후에는 처치집단과 비교집단의 공변수 분포가 충분히 유사한지를 확인하기 위해 표준화 평균차(Standardized Mean Difference)를 확인했다. 표준화 평균차는 표본 크기의 영향을 받지 않기 때문에 매칭의 적절성을 판단하는 데 활용되며, 매칭 후 절대 값 .1 이하를 기준으로 두 집단의 차이가 허용 가능한 수준에 도달한 것으로 간주된다(Guo & Fraser, 2014). 또한 두 집단이 동일한 공변수 범위 안에서 중첩되는지를 확인하기 위해 공통 지원 영역(common support area) 확보 여부를 함께 점검했다.

매칭 이후에는 ATET(Average Treatment Effect on the Treated)를 추정했다. ATET는 실제 참여자에게 초점을 두어, 평생학습에 참여한 중장년층이 참여하지 않았을 경우 가졌을 것으로 예상되는 삶의 만족도와의 차이를 기반으로 순효과를 산출하는 방식이다(Guo & Fraser, 2014). 즉, 경향점수로 유사한 비교집단을 구성한 뒤 참여자의 실제 삶의 만족도와 반사실적 수준을 대비하여 참여 효과의 크기를 추정하는 것이다. 참여자 집단의 변화를 평가하는 데 적합한 추정이라는 점에서 유리하다고 판단했다.

한편 PSM이 공변수로 투입 가능한 교란변수만을 고려할 수 있는 한계를 보완하기 위해 로젠바움 바운드 분석을 추가로 실시했다(Rosenbaum & Rubin, 1983). 이 분석은 동일한 관측 특성을 가진 개인 사이에 관찰가능하지 않은 요인이 존재한다고 가정할 경우, 처치(평생학습 참여) 확률의 승산비가 Γ(Gamma)만큼 달라질 수 있다는 전제하에 PSM 추정치의 강건성(robustness)을 검증하는 방식이다. 이를 통해 추정된 참여 효과가 관찰되지 않은 교란변수로 인한 편향에 대해 얼마나 견고한지 점검했다.

모든 분석은 Stata 18.0 통계 패키지를 사용하여 수행했다.

3. 변인 구성

1) 종속변수

삶의 만족도(life satisfaction)는 개인이 자신의 삶을 종합적으로 어떻게 평가하는지를 나타내는 주관적 판단의 수준을 의미한다. 이 연구에서는 “전반적으로 현재의 삶에 얼마나 만족하십니까?”라는 단일 문항을 활용하여 이를 측정하였고, 응답은 0점에서 10점까지의 11점 척도로 구성되었다. 이 문항은 삶 전반에 대한 인지적 평가를 묻는 단일 문항이므로, 측정 결과는 응답자가 스스로 인식한 삶의 만족 수준을 반영하는 값으로 이해할 수 있다. 이 변수는 평생학습개인실태조사에서 지속적으로 조사되어 온 변수로 주관적 웰빙을 측정하는 문항으로 활용되어 왔다(임소현 외, 2024). 삶의 만족도를 객관적으로 측정하기 어렵다는 점에서 자기평가 방식은 개인이 체감하는 삶의 만족 수준을 파악하는 데 널리 사용되어 왔으며(윤민주·전하람·이경양, 2023; 이현주·박진영, 2020; Fang & Sim, 2024), 이 연구에서도 이러한 접근을 기반으로 삶의 만족도를 측정했다.

2) 독립변수

평생학습 참여 여부는 최근 1년 동안 기초·직업역량교육, 인문교양교육, 문화예술교육, 시민참여교육 가운데 어느 하나라도 참여했는지를 기준으로 구분했다. 참여한 경우에는 참여 집단에 포함하고, 어떤 유형에도 참여하지 않은 경우에는 비참여 집단으로 분류했다.

다음으로, 각 프로그램별 참여 여부 변수를 각각 구성하여, 프로그램 유형별 참여 여부를 측정했다. 유형별 참여한 사례 수는 기초·직업역량교육 2,071명(14.9%), 인문교양교육 517명(3.7%), 문화예술교육 1,994명(14.4%), 시민참여교육 84명(0.6%)이다. 시민참여교육 참여 사례 수는 100명 미만으로 PSM 분석을 위한 사례 매칭에 있어 안정성을 확보하기 어렵다고 판단하여 분석에서 제외했다(Guo & Fraser, 2014).

3) 공변수(covariates)

삶의 만족도와 평생학습 참여 모두에 영향을 미칠 수 있는 인구사회적, 가족, 건강 관련 요인을 공변수로 포함했다. 선행연구와 사전분석을 통해 평생학습 참여와 삶의 만족에 관련이 있는 것으로 확인된 변수를 되도록 모두 포함하고자 했다(변종임·김인숙, 2011; 윤민주·전하람·이경양, 2023; 이종찬·김민규, 2024; 최수정·김성남, 2015; Youn & Shin, 2025). 성별은 여성 집단을 준거로 하여 남성 여부를 구분하였고, 연령은 45–54세를 준거집단으로 설정하여 55–64세 여부를 더미화했다. 최종학력은 중졸 이하 및 고졸을 통합한 집단을 준거로, 대졸 이상 여부를 구분했다. 고용상태는 비고용 집단(실업 및 비경제활동)을 준거로 하여 취업 여부를 구분했다. 가구소득은 세 구간(300만 원 미만, 300만–500만 원 미만, 500만 원 이상)으로 구분하여 더미변수로 구성하였고, 거주 지역은 비수도권을 준거집단으로 수도권 여부를 구분했다. 가족 관련 변수는 자녀 유무, 동거 가족 유무, 부양가족 유무, 취학 전 손자녀의 유무를 각각 이분형 변수로 처리했으며 모두 없는 경우를 준거집단으로 했다. 건강 자신감은 “자신 없음”을 준거집단으로 “자신 있음” 여부를 구분하였으며, 취약계층 여부는 “비해당”을 준거집단으로 설정했다. 사회참여 여부 또한 “미참여”를 준거로 구분했다.

공변수를 포함한 주요 변수의 전반적인 인구사회학적 특성은 <표 1>에 제시되어 있다.

<표 1>

주요 변수의 기술통계량

Ⅳ. 연구결과

1. 평생학습 참여여부가 삶의 만족도에 미치는 효과 분석

PSM 분석을 수행하기 위해서는 단계적으로 평생학습에 참여할 가능성을 추정하고, 이를 바탕으로 비슷한 경향점수를 보이는 사례를 매칭한 뒤 효과를 검증해야 한다. 이에 우선 로지스틱 회귀분석을 실시하여 개별 학습자가 평생학습에 참여할 가능성을 추정했다. 로지스틱 회귀분석의 결과는 <표 2>에 제시했다. 분석 결과는 선행연구와 일관된 양상을 보여준다(최수정·김성남, 2015; Youn & Shin, 2025). 학력이 높을수록 평생학습 참여 가능성이 커지는 경향이 있었으며, 대졸 이상 집단은 고졸 이하 집단보다 참여할 승산이 2.27배 높았다. 또한 월소득이 높을수록 평생학습 참여를 더 많이 하는 경향이 확인되었다. 구체적으로, 월소득 300만원 이상 500만원 미만 집단은 300만원 미만 집단에 비해 평생학습에 참여할 승산이 1.18배 높았고, 500만원 이상인 집단은 1.42배 높았다. 건강에 자신감이 있는 집단, 사회참여 경험이 있는 집단 역시 그렇지 않은 집단에 비해 평생학습에 참여할 승산이 더 큰 것으로 나타났다.

<표 2>

평생학습 참여 가능성 예측 로지스틱 회귀 결과

추정된 경향점수를 바탕으로 매칭을 실시한 결과, 공변수 간 표준화 평균차가 모두 절대값 .1 이하로 낮아졌다¹⁾. 이는 매칭 이전에 존재하던 참여 집단과 비참여 집단 간의 배경 특성 차이가 상당 부분 줄어들었으며, 두 집단 간 공변수가 균형 있게 분포되었음을 보여준다. 다음으로, [그림 1]에서 볼 수 있듯이 공통 지지영역이 경향점수 대부분의 분포 범위에서 확보되었으며, 이는 매칭에서 제외된 사례가 상대적으로 적을 가능성을 보여준다.

[그림 1]

평생학습 참여 여부 매칭 전·후

<표 3>은 평생학습 참여 여부가 중장년층의 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석한 결과로, OLS 추정치와 PSM을 적용한 추정치를 보여준다. OLS 분석 결과, 통제변수를 투입하지 않은 모형(Model 1)에서 삶의 만족도에 대한 회귀계수는 .37로 나타났으며(B=.37, p<.001), 통제변수를 투입한 모형(Model 2)에서는 .26으로 추정되었다(B=.26, p<.001). 이는 선택편향을 고려하지 않은 상황에서 평생학습 참여와 삶의 만족도 간에 유의한 정적 상관관계가 존재함을 보여준다.

<표 3>

평생학습 참여 여부에 따른 삶의 만족도에 대한 분석 결과

다음으로, 선택편향 문제를 고려하여 PSM을 적용한 결과 역시 일관되게 나타났으며, ATET 계수는 .34(p<.001)로 확인되었다. 이는 관찰 가능한 교란변수를 고려한 이후에도 평생학습 참여가 삶의 만족도에 긍정적인 효과가 있다는 것을 보여준다.

2. 평생학습 프로그램 유형별 삶의 만족도에 미치는 효과 분석

<표 4>는 평생학습 유형별 참여 가능성을 추정한 로지스틱 회귀분석 결과를 각각 보여준다. 기초·직업역량교육 참여 가능성은 남성, 대졸 이상, 고소득층, 취업자에서 높게 나타난 반면, 수도권 지역 거주자들의 참여 가능성은 상대적으로 낮았다. 인문교양교육 참여 가능성은 대졸 이상, 수도권 거주자, 사회참여 경험이 있는 집단에서 유의하게 높게 나타났으며, 남성보다는 여성이 참여할 가능성이 높았다. 문화예술교육 참여 가능성은 여성, 55-64세, 대졸 이상, 고소득층, 수도권 거주자, 가족 동거, 손자녀 있음, 건강 자신감이 높은 집단, 그리고 사회참여 경험이 있는 집단에서 유의하게 높게 나타났으며, 취업자보다는 비취업자에서 참여 가능성이 높은 경향이 확인되었다.

<표 4>

참여 유형별 경향점수 추정을 위한 로지스틱 회귀분석(logit) 결과

앞선, 로지스틱 회귀분석에서 얻은 결과를 바탕으로 각 프로그램별 참여 경향 점수를 산출한 후 평생학습 프로그램 유형별 매칭 결과를 검토한 바, 매칭 이후에는 유형별로 모든 공변수의 표준화 평균차가 절대값 .1 이하로 감소하여 집단 간 분포 차이가 상당히 완화된 것으로 확인되었다. 또한 [그림 2]에서 확인할 수 있듯이, 경향점수매칭 이후 대부분의 구간에서 분포가 중첩되어 공통지지영역이 확보된 것으로 확인되었다.

[그림 2]

평생학습 프로그램 유형별 매칭 전·후

마지막으로 <표 5>는 각 평생학습 참여 유형별 삶의 만족도에 대한 OLS와 PSM 추정 결과를 보여준다. OLS에서는 세 유형 모두 삶의 만족도와 유의미한 정(+)의 관계를 보였다(기초·직업역량교육 B=.10, 인문교양교육 B=.17, 문화예술교육 B=.33). 그러나 PSM 결과에서는 문화예술교육의 ATET가 .23으로 유의하게 나타났으며(p<.001), 기초·직업역량교육과 인문교양교육에서는 ATET의 유의미한 효과가 확인되지 않았다. 이는 관찰 가능한 교란변수를 고려한 이후에도 문화예술교육 참여는 삶의 만족도에 긍정적인 효과가 있음을 보여준다. 반면 기초·직업역량교육과 인문교양교육은 선택편향을 고려한 이후에는 삶의 만족도에 대한 인과효과가 발견되지 않아, 관찰 가능한 공변수가 적절히 고려되지 않을 경우 평생학습 참여 효과가 과대 추정될 가능성이 있음을 시사한다.

<표 5>

평생학습 프로그램 유형별 삶의 만족도에 대한 참여효과

3. 민감도 분석

다음으로 <표 6>은 평생학습 참여 효과의 강건성(robustness)을 검증하기 위해 실시한 로젠바움 바운드 분석 결과를 나타낸다. 여기서 Γ값은 관찰되지 않은 잠재적 교란변수의 영향력이 참여 집단과 비참여 집단의 참여 확률에 미치는 영향의 크기를 의미하며, 값이 커질수록 관찰되지 않은 교란 요인이 존재할 가능성이 높다고 가정하는 것이다.

<표 6>

로젠바움 바운드 민감도(Rosenbaum bounds, Γ)

분석 결과, 전체 평생학습 참여 여부는 관찰되지 않는 잠재적인 교란 요인에 의해 프로그램 참여 가능성이 40% 더 높아진다고 가정하더라도(Γ=1.4), 그 처치 효과가 유지되는 것을 보여준다. 문화예술교육의 경우, 관찰되지 않은 교란이 존재하여 참여 집단이 비참여 집단에 비해 참여 확률이 30% 더 높다고 가정할 때까지(Γ=1.3) 삶의 만족도에 긍정적 영향을 미칠 가능성이 있는 것으로 나타났다. 이는 일정 수준 이상의 관찰되지 않은 교란 요인이 있더라도 프로그램 참여 효과가 확인되는 양상을 보여준다. 반면 기초·직업역량교육과 인문교양교육은 PSM 분석에서 효과가 유의미하지 않았고, 로젠바움 바운드 검정에서도 뚜렷한 효과가 확인되지 않았다.

Ⅴ. 논의

이 연구는 전국 단위 표본조사인 2024년 평생학습개인실태조사 자료를 활용한 PSM 분석을 통해 중장년층의 평생학습 참여가 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석했다. 특히 평생학습 참여 여부뿐만 아니라 기초·직업역량교육, 인문교양교육, 문화예술교육 등 프로그램 유형별 참여 효과를 구분하여 검증했다. 분석 결과, 선택편향 문제를 고려한 후에도 평생학습 참여는 삶의 만족도에 유의미한 긍정적 효과가 있는 것으로 확인되었다. 다만, 프로그램 유형별로는 결과에 차이가 있었다. 선택편향을 고려한 이후, 문화예술교육의 경우 긍정적인 참여 효과가 확인된 반면, 기초·직업역량교육과 인문교양교육은 삶의 만족도에 미치는 효과가 유의미하지 않게 나타났다.

이 연구의 결과는 중장년층의 평생학습 참여와 삶의 만족도 간의 관계를 이해하는 데 필요한 실증적 근거를 제공한다. 지금까지의 국내 연구는 평생학습 참여가 삶의 질이나 만족감에 긍정적으로 작용한다는 점을 반복적으로 보여 왔지만(변종임·김인숙, 2011; 이효영, 2019), 대부분 전체 성인을 하나의 집단으로 다루어 중장년층을 독립된 분석 단위로 검토하는 데 한계가 있었다. 이 연구는 분석 대상을 중장년층으로 한정함으로써, 이 연령대에서 평생학습 참여와 삶의 만족도 간의 관계가 어떤 양상으로 나타나는지를 보다 명확하게 설명할 수 있는 기반을 마련했다고 볼 수 있다. 물론 이 연구의 분석모형이 생애 변화의 세부적 과정을 직접 측정하는 방식은 아니므로, 중장년층의 신체적, 직업적 조건이 효과 추정에 어떻게 작용했는지를 단정적으로 말하기는 어렵다. 그럼에도 중장년층을 독립된 집단으로 다루었다는 점은, 기존 연구가 상대적으로 간과해 왔던 연령대별 특성을 고려하여 결과를 해석할 여지를 제공했다는 점에서 의의가 있다.

더불어, 경향점수매칭과 로젠바움 바운드 검증을 통해 선택편향과 잠재적 교란을 점검한 절차는 평생학습의 인과적 효과를 추론할 수 있는 토대를 마련했다는 점에서 의미가 있다. 기존 연구가 평생학습 참여 여부에 내재된 차이를 충분히 고려하지 못해 참여 효과를 실제보다 크게 혹은 작게 추정했을 가능성이 지속적으로 지적되어 온 점을 고려하면(최수정·김성남, 2015; Youn & Shin, 2025), 이 연구의 분석은 평생학습 효과에 대한 보다 엄밀한 검증에 기여했다고 볼 수 있다. 선택편향은 평생학습 프로그램에 참여하려는 개인이 이미 삶을 긍정적으로 바라볼 가능성을 지니고 있거나, 반대로 삶의 변화를 필요로 하는 상황에 놓여 있을 가능성과 같이 다양한 형태로 존재할 수 있으며, 이는 참여 초기 조건이 효과 추정에 체계적으로(systematic) 영향을 미칠 수 있음을 보여준다(Guo & Fraser, 2014).

구체적으로, 선택편향 문제를 고려한 뒤에는 OLS 분석에서 유의하게 나타났던 기초·직업역량교육과 인문교양교육의 효과가 통계적으로 유의미하지 않게 바뀌었고 문화예술교육만이 긍정적 효과를 유지했다는 점에서, 선택편향을 고려한 분석이 프로그램 유형별 인과효과의 차이를 보다 명확하게 드러냈다고 볼 수 있다. 이러한 결과의 대비는 프로그램 유형별로 참여 초기 상태가 효과 추정 과정에 서로 다른 방식으로 개입했을 가능성을 시사한다. 특히, 기초·직업역량교육과 인문교양교육에 참여하는 조건 자체가 서로 다를 수 있다는 점에서, 두 유형 모두에서 효과가 나타나지 않은 결과를 단일한 기제로 설명하기는 어려워 보인다.

우선 기초·직업역량교육 참여는 경력 전환 압력이나 경제적 필요에 대응하기 위한 선택인 경우가 많다(김진희 외, 2023). 그런데, 이러한 압력이 단기간에 해소되거나 교육 목표가 즉각적으로 현실화되지 않는 조건에서는 프로그램 참여가 더 높은 삶의 만족도로 연결되기 어려운 상태로 남을 수 있다. 무엇보다 현재의 생계 부담과 향후 노동시장에서의 성과 간의 간극이 좁혀지지 않는 경우, 삶의 만족도가 높아지지 않을 것이라 예상할 수 있다. 한편, 인문교양교육 참여는 개인적 성장이나 자기 계발의 욕구와 결부되는 경향이 있으나(최은희, 2020), 동시에 한국 사회 특유의 자기 계발 압박과 무관하지 않을 수 있다(서동진, 2010). 평생학습이 쉼이나 향유가 아닌, 뒤처지지 않기 위해 수행해야 하는 또 하나의 과업으로 인식될 경우, 삶의 만족도가 높아지지 않을 가능성이 있는 것이다. 이와 같은 차이를 고려하면, 두 유형 모두 내생성 통제 이후 효과가 유의하지 않게 나타난 것은 각 프로그램이 기능하는 사회적 맥락과 참여의 성격이 다르기 때문이며, 이러한 요인이 프로그램의 순수 효과를 상쇄하거나 분산시킨 결과로 이해될 수 있다.

한편, 경향점수 추정 과정에서 드러난 평생학습 참여 결정 요인은 평생학습 참여가 어떠한 사회적 조건 속에서 형성되는지를 가늠하게 한다. 분석 결과, 교육 수준과 가구소득이 높을수록 평생학습에 참여할 확률이 꾸준히 상승하는 경향이 확인되었고, 건강에 대한 자신감과 사회참여 경험 역시 참여 가능성을 높이는 요인으로 나타났다. 반대로 남성의 참여 확률은 상대적으로 낮았으며, 거주 지역에 따라 참여 양상이 달라지는 점도 뚜렷하여 지역적 학습 인프라와 접근성의 차이가 영향을 미치는 것으로 보인다. 이러한 결과는 평생학습 참여가 개인의 선택만으로 설명되기 어렵고, 사회경제적 자원, 인적 경험, 지역 환경과 같은 구조적 요인에 의해 좌우될 수 있음을 시사한다(김현수, 2017).

이상의 분석 결과를 바탕으로 아래와 같은 세 가지 정책 제언을 하고자 한다. 첫째, 삶의 만족도를 높일 수 있는 평생학습 참여 기회를 넓히기 위한 정책적 고려가 필요하다. 무엇보다 중장년층은 첫 평생교육 참여 경험을 계기로 평생학습에 대한 참여 수요가 높아지는 경향이 있다는 점을 감안하면(이정우·김진희·강충서, 2024), 생애 첫 평생학습 경험을 촉진할 수 있는 제도적 장치를 마련하는 것이 중요하다. 현재 추진 중인 기초학습바우처 확대, 중장년 대상 평생교육바우처 시범사업, 지역 평생학습관의 안내 기능 강화와 같은 시도(김진희 외, 2023)를 지속적으로 강화할 필요가 있다.

둘째, 경향점수 추정 과정에서 확인된 평생학습 참여 결정 요인을 고려하면 또 다른 과제가 드러난다. 학력과 소득 수준이 높고 건강에 대한 자신감이 있는 집단에서 참여 가능성이 뚜렷하게 높게 나타났다는 점은, 평생학습 기회가 사회경제적 자원이 풍부한 중장년층에게 상대적으로 집중될 가능성을 시사한다. 이는 평생학습의 긍정적 효과가 실제로 필요한 집단에게 적절하게 발생하지 못할 가능성을 내포한다. 따라서, 평생학습 참여 확대는 단순한 기회 제공을 넘어 시간, 비용, 접근성 측면에서 진입 장벽을 낮추고 프로그램 선택 과정에서 정보 격차가 누적되지 않도록 지원체계를 정비할 필요가 있다. 직장 근로자의 학습시간 확보를 위한 근로시간 유연제 도입, 이동이 어려운 집단을 위한 찾아가는 학습서비스나 모바일 기반 원격강좌 강화, 저학력, 저소득층을 대상으로 한 맞춤형 학습상담과 같은 조치의 실효성을 높이는 방안이 함께 논의될 필요가 있다(교육부, 2022).

셋째, 평생학습 프로그램의 유형별 효과가 상이하게 나타난 원인을 고려한 세밀한 정책적 접근이 필요하다. 이 연구에서는 문화예술교육만이 삶의 만족도에 유의미한 긍정적 영향을 보였으며, 기초·직업역량교육과 인문교양교육은 통계적으로 유의미한 효과가 확인되지 않았다. 이러한 결과는 특정 유형의 평생학습이 삶의 만족에 기대만큼의 효과를 보이지 않는 이유가 프로그램의 내용, 참여 동기, 혹은 참여 여건의 차이에서 비롯될 수 있음을 시사한다. 특히 기초·직업역량교육과 인문교양교육은 단기적 참여만으로 삶의 만족도에 영향을 미치기 어렵고, 장기적 관점에서 경력 지속성, 자기효능감, 사회적 연결망의 변화 등 간접적인 과정을 통해 효과가 나타날 가능성도 고려할 필요가 있다(Steptoe & Jackson, 2018).

마지막으로 이 연구에서 활용한 자료가 지니는 한계를 바탕으로 후속 연구를 제언하고자 한다. 자료에서 삶의 만족도는 “전반적으로 현재의 삶에 얼마나 만족하십니까?” 라는 단일 문항으로 측정되었다. 삶의 만족도 개념은 경제적 여건, 건강 상태, 사회적 관계, 자아 관련 인식 등 서로 다른 차원의 요소가 결합될 수 있기에(UNESCO Institute for Lifelong Learning, 2016), 단일 문항에 대한 응답으로는 이러한 복합적 구성요소를 충분히 반영했다고 보기에는 한계가 있다. 향후 연구에서는 정서적 안정감, 사회적 관계 만족, 경제적 안정성 등 하위 차원을 포괄하여 삶의 질을 다면적으로 측정하거나, 소득 수준이나 건강 관련 자료, 사회참여 빈도와 같은 객관적 지표를 병행해 사용할 필요가 있다(윤민주·전하람·이경양, 2023). 이러한 측정의 정교화는 추후 중장년층의 평생학습 참여가 삶의 만족도에 미치는 영향을 좀 더 엄밀하게 검증하는 토대가 될 것으로 기대한다.

Notes

1) 전체 참여 여부 및 유형별 참여 여부에 대한 균형 검증 결과는 정보량이 많아 보고를 생략했다. 모든 공변수에서 매칭 후 표준화 평균차가 절대값 .1 이하로 감소한 것으로 확인되었으며, 저자에게 요청 시 해당 정보를 공유할 수 있다.

References

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저 자 정 보

김 지 영 Kim, Jiyoung

소 속: 전북대학교 교육학과 박사과정

연 락 처: ykajj@hanmail.net

연구분야: 평생교육, 학습효과

강 충 서 Kang, Chungseo

소 속: 전북대학교 교육학과 부교수

연 락 처: chungseo@jbnu.ac.kr

연구분야: 교육사회학, 교육정책, 고등교육

변수	평균	표준편차	최솟값	최댓값
주. 시민참여교육은 기술통계에는 포함되었으나 본 분석에서는 제외됨
삶의 만족도	7.25	1.19	0.00	10.00
평생학습 참여(준거집단=비참여)	0.32	0.47	0.00	1.00
기초·직업역량교육 참여(준거집단=비참여)	0.15	0.36	0.00	1.00
인문교양교육 참여(준거집단=비참여)	0.04	0.19	0.00	1.00
문화예술교육 참여(준거집단=비참여)	0.14	0.35	0.00	1.00
시민참여교육 참여(준거집단=비참여)	0.01	0.08	0.00	1.00
성별(준거집단=여성)	0.48	0.50	0.00	1.00
연령대(준거집단 45-54세)	0.53	0.50	0.00	1.00
교육수준(준거집단=고졸 이하)	0.42	0.49	0.00	1.00
고용상태(준거집단=미취업)	0.79	0.41	0.00	1.00
월가구소득(준거집단=300만원 미만)
300만원 이상 500만원 미만	0.37	0.48	0.00	1.00
500만원 이상	0.44	0.50	0.00	1.00
수도권 여부(준거집단=비수도권)	0.39	0.49	0.00	1.00
자녀 유무(준거집단=없음)	0.89	0.31	0.00	1.00
가족 동거 여부(준거집단=비동거)	0.09	0.29	0.00	1.00
부양가족(준거집단=없음)	0.37	0.48	0.00	1.00
손자녀 유무(준거집단=없음)	0.12	0.33	0.00	1.00
건강 자신감(준거집단=자신없음)	0.87	0.34	0.00	1.00
취약계층 여부(준거집단=비해당)	0.04	0.19	0.00	1.00
사회참여 여부(준거집단=미참여)	0.62	0.49	0.00	1.00

변수	β	표준오차	승산비(Odds ratio)
주. *p < .001, p < .01, *p < .05
성별(준거집단=여성)	-.35^***	.04	.70
연령대(준거집단=45–54세)	.07	.05	1.07
교육수준(준거집단=고졸 이하)	.82^***	.11	2.27
월가구소득(준거집단=300만원 미만)
300만원 이상 500만원 미만	.17^*	.07	1.18
500만원 이상	.35^***	.07	1.42
고용 상태(준거집단=비고용)	.11	.06	1.11
거주지역(준거집단=비수도권)	-.20^***	.04	.82
자녀(준거집단=없음)	.05	.07	1.05
가족 동거(준거집단=비동거)	.27^**	.08	1.31
부양가족(준거집단=없음)	.05	.05	1.05
손자녀(준거집단=없음)	.20^**	.06	1.22
건강 자신감(준거집단=자신없음)	.45^***	.07	1.56
취약계층(준거집단=비해당)	.33^**	.12	1.39
사회참여 경험(준거집단=미참여)	.41^***	.04	1.50
상수	-2.13^***	.15	.12

구분	다중회귀분석		경향점수매칭
구분	Model 1	Model 2	ATET^a
주. aAverage Treatment Effect on the Treated. Model 1은 공변수가 고려되지 않았으며, Model 2에서는 모든 공변수가 투입됨. 괄호 안은 표준오차. *p < .001, p < .01, *p < .05
평생학습 참여 여부 (준거집단=참여 안함)	.37^*** (.02)	.26^*** (.02)	.34^*** (.06)
상수	7.12^*** (.01)	6.05^*** (.08)	—

변수	기초·직업역량교육(β)	인문교양교육(β)	문화예술교육(β)
주. 괄호 안 표준오차. *p < .001, p < .01, *p < .05.
성별(준거집단=여성)	.21^*** (.06)	-.37^*** (.11)	-.77^*** (.06)
연령대(준거집단=45–54세)	-.11 (.06)	.20 (.11)	.21^*** (.06)
교육수준(준거집단=고졸 이하)	.72^*** (.15)	.82^** (.28)	.65^*** (.15)
월가구소득(준거집단=300만원 미만)
300만원 이상 500만원 미만	.12 (.09)	.10 (.17)	.18 (.10)
500만원 이상	.22^* (.10)	.08 (.17)	.46^*** (.10)
고용 상태(준거집단=비고용)	1.42^*** (.12)	.06 (.13)	-.58^*** (.06)
거주지역(준거집단=비수도권)	-.70^*** (.06)	.24^* (.10)	.27^*** (.05)
자녀(준거집단=없음)	.04 (.09)	.34 (.19)	-.06 (.10)
가족 동거(준거집단=비동거)	.22^* (.11)	.26 (.20)	.27^* (.12)
부양가족(준거집단=없음)	.09 (.07)	.00 (.11)	.01 (.06)
손자녀(준거집단=없음)	.09 (.09)	.05 (.15)	.25^** (.08)
건강 자신감(준거집단=자신없음)	.08 (.10)	-.08 (.15)	.77^*** (.10)
취약계층(준거집단=비해당)	.27 (.17)	.39 (.28)	.27 (.17)
사회참여 경험(준거집단=미참여)	.39^*** (.06)	.22^* (.11)	.37^*** (.06)
상수	-3.84^*** (.22)	-4.41^*** (.38)	-2.81^*** (.20)