세대별 삶의 만족도 결정요인에 대한 연구: 세대 차이의 조절효과를 중심으로
초록
본 연구는 2017년 한국복지패널의 12차년도 자료 중 20세 이상 성인을 대상으로 각 세대별삶의 만족도 결정요인을 분석하고, 세대 차이의 조절효과를 검증하였다. 본 연구의 결과는 다음과 같다. 첫째, 가처분소득, 건강상태, 그리고 정서적, 사회적 요인인 우울, 자아존중감, 가족관계, 사회관계 등이 공통적으로 삶의 만족도에 유의하게 영향을 미쳤고, 각 세대별로 청년층은 배우자동거와 음주빈도, 중장년층은 학력, 주택소유, 흡연량, 사적연금이, 노년층은 배우자 동거, 고용상태, 공적연금, 사적연금 등이 삶의 만족도에 유의적인 영향을 미치는 것으로 나왔다. 둘째, 청년과 중장년층 조절효과에서는 음주빈도와 가족관계가 부(-)의 조절효과, 청년과 노년층 조절효과 검증에서는 배우자동거, 음주빈도는 부(-)의 조절효과가, 건강상태는 정(+)의 조절효과가 있었다. 중장년층과 노년층 조절효과 검증에서는 학력, 배우자동거, 고용상태는 부(-)의 조절효과가 있는 반면 건강상태, 우울, 가족관계는 정(+)의 조절효과가 있었다.
Abstract
This study analyzed the factors that determine the life satisfaction of each generation of people aged 20 or older, and verified the moderating effect of the generational differences. The results of this study were as follows. First, disposable income, health status, and emotional and social factors, such as depression, self-esteem, family relationships, and social relationships, commonly affect the life satisfaction of all generations. On the other hand, the following were exclusive determinants on the life satisfaction: living together with a partner and drinking frequency for the young generation; education, home ownership, smoking, and personal pension for the mid-aged generation; and living together with a partner, employment status, public pension, and private pension for the aged generation. Second, there were negative moderation effects between the young and middle-aged generation regarding the drinking frequency and family relations. Although there was a negative moderating effect between the young and aged generation on living together with a partner and drinking frequency, there was a positive moderation effect on the health status. Finally, there was a negative moderating effect between the mid-aged and elderly generation on education and living together with partner and employment status, and a positive moderation effect on the health status, depression, and family relationship.
Keywords:
Elderly’s Life Satisfaction, Generation Difference, Moderation Effect키워드:
삶의 만족도, 세대 차이, 조절효과1. 서 론
국민들의 소득수준이 높아짐에 따라 한국사회에서도 웰빙의 삶 또는 삶의 질을 중시하는 사회로 넘어가고 있다. 이런 추세에 발맞춰 복지에 대한 국민들의 관심이 점점 커져가고 있고, 국가재원의 복지 비중도 점점 높아지고 있다. 특히 현대인의 삶의 만족도를 규정하는 요인으로 경제적 환경이 매우 중요하게 인식되고 있다. 물론 일정 수준이상의 경제적 여건이 갖춰지면 경제수준의 추가 적 향상만큼 삶의 만족도가 증가하는 것은 아니지만(Easterlin, 1995; Di Tella & MacCulloch, 2006), 삶의 만족도를 규정하는 요인 중 경제적 요인이 여전히 큰 비중을 차지하고 있고, 따라서 국가재정의 배분 문제는 사회적 논란의 대상이 되고 있다. 이는 국민의 삶의 질 향상을 위한 경제적, 물질적 측면에 기초한 정책들이 한계를 드러내고 있는 것이다(이창화, 2018).
국가의 정부총지출 대비 사회복지재정의 연평균 증가율은 7.5%이나 지방자치단체의 순계예산에서 사회복지예산이 차지하는 비중은 연평균 10%로 높은 증가율을 보이고 있다(신정규, 2018). 이는 지방자치단체의 재원이 확보되지 않을 시 재정악화뿐만 아니라, 지역별 격차를 야기하여 국가 전반적인 재정위기를 불러올 수도 있다. 따라서 가장 효율적으로 사회복지재정을 사용하기 위해서는, 각 세대별 삶의 질에 미치는 영향요인을 파악하여 그에 맞는 적합한 서비스를 제공할 필요성이 대두된다. 즉 세대 별 가지고 있는 사회적 자본에 따라 삶의 질 향상을 위해 제공되는 서비스도 달라져야 한다는 것이다.
현재 한국 사회는 다양한 사회 구조의 변화에 몸살을 앓고 있으며, 국민들의 삶의 질에 대한 관점도 변하고 있다. 의료기술의 발전과 위생 환경의 변화에 따른 기대 수명이 크게 늘어나는 것에 비해 젊은 층의 결혼 기피 현상, 그리고 기혼자의 출산 회피로 인하여 사회는 급격히 고령화되고 있다. 통계청(2018) 고령자통계 결과에 따르면 2018년 5월 기준으로 65세 이상 노인인구는 7,492, 786명으로 전체 인구의 14.46%를 넘어섰으며, 2026년 경에는 20.8%로 초고령 사회로 접어들 것으로 예측하고 있다. 또 여성의 사회진출에 따른 양육의 문제와 외벌이 가구와 맞벌이 가구의 소득 격차가 점점 커져가고 있다.
또한 현대인들은 복지에 대한 욕구가 점점 커져가고 있는 반면 사회구조의 변화에 따라 국가 재정 분배의 문제에서 세대 간, 또는 세대 내 갈등이 점점 심화되고 있다. 그 단편적인 예로 국민연금의 후 세대의 부담 증가, 최근 여성의 권리 향상을 위한 사회적 경향에 대한 20대 남성들의 반박, 노인 연령을 70대로 상향하려는 정부의 시도에 대한 이해당사자 간의 논란, 또 같은 세대 내에서도 직장 여성의 양육 지원책에 대한 외벌이 가구와 맞벌이 가구 간의 갈등 등을 들 수 있다.
각 세대들은 그 세대가 겪어 온 교육과 미디어 환경, 그리고 삶의 체험들이 각각 다르기 때문에 각 세대들의 사고와 가치관, 행동양식 등에서 각기 다른 특성을 가지고 있다(유운도, 2013). 이와 같이 삶의 만족에 대한 주관적 평가는 동일한 객관적인 외부환경에서도 각자의 과거경험, 가치 등에 의해서 다르게 평가될 수 있다(이상열, 최석재, 나용호, 2001). 따라서 각 세대별로 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인들을 탐색하고, 각 세대 차이에 따라 이 영향 요인의 효과가 과학적으로 차이가 있는지 체계적이고 학술적인 연구가 필요한 시점이다.
기존의 연구에서 삶의 만족도에 영향을 미치는 변수로는 건강상태, 가정환경상태 및 경제적 상황 등(Dolan et al., 2008)이 있으며, 신현구(2007)와 손종칠(2010)의 연구에서는 개인의 건강상태와 사회활동 참여정도, 자녀와의 동거여부 그리고 혼인상태가 영향을 미친다고 보고하고 있다. 권중돈, 조주연(2000)은 일반노인과 고위험 노인을 구분하여 영향요인을 분석하였으며, 노인의 교육정도, 일상생활 동작능력, 경체활동 참여여부, 경제생활의 애로 정도, 주거편이도, 사회단체 활동 참여도, 친구 수등이 일반노인의 삶의 만족도에 영향을 미친다고 보고하고 있다.
그동안 삶의 만족도와 관련한 연구들에서는 청소년, 대학생, 장년, 노인 등 각 세대 내 또는 특정환경 내에서의 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인들에 대한 연구가 대부분이었다. 최근 청년실업의 증가와 청년들이 1인 가구로 대거 편입됨에 따라 주거 빈곤 및 청년 빈곤으로까지 사회문제가 확대되고 있는 시점에서, 청년의 삶의 질에 대한 연구또한 필요한 시점이다. 특히 2018년 청년실업률은 10.5%로 나타났지만 청년체감실업률은 22.8%에 달하고 있다(통계청 경제활동인구조사, 2018). 그러나 청년부터 시작하여 노년기에 이르기까지 삶의 만족도에 미치는 영향요인을 세대별 차이로 분석한 연구는 전무하다.
이에 본 연구는 2017년 12차 한국복지패널 자료를 이용하여 만 20세 이상 성인을 청년층, 중장년층, 그리고 노년층으로 분류하여 삶의 만족도에 미치는 요인들을 각각 분석하였다. 본 연구에서는 삶의 만족도에 미치는 변인으로 박선숙(2018)의 연구를 바탕으로 개인특성요인, 경제적 요인, 건강 요인, 심리적 요인, 사회적 요인을 중심으로 분석하고자 한다. 개인특성 요인은 성별, 학력, 종교여부, 배우자 동거 여부 등을 의미하며, 경제적 요인은 주택 소유, 고용형태, 가처분 소득 등을 사용하고, 건강 요인으로는 흡연량, 음주빈도, 장애등급, 만성질환 여부, 전반적 건강상태 등을 사용하였다. 심리적 요인은 우울과 자아존중감, 사회적 요인에는 가족관계와 사회관계를 사용하여 독립변수로 선정하였다. 이를 통해 각 세대별 특성에 적합한 맞춤형 복지정책과 효율적인 재정의 배분에 필요한 기초자료를 제공하는 것을 연구의 목적으로 한다.
2. 이론적 배경
1) 삶의 만족도 영향요인
삶의 만족도는 자신의 삶에 대한 인지적 또는 감성적 평가를 의미하는데(Gilligan & Huebner, 2007), Neugarten et al.(1961)에 의해 최초로 사용한 것으로 알려져 있다. 그들은 삶의 만족도를 일상생활의 활동에서 기쁨, 생활에 대한 의미와 책임감, 목표성취, 낙천적 태도와 감정 등 자신을 가치 있는 존재로 여기는 태도를 의미한다고 정의하였고 노인의 삶의 만족도 척도를 개발하기 시작하면서 삶의 만족도라는 용어의 사용이 일반화되었다(박선숙, 2018).
삶의 만족도는 자신의 삶에 대해 주관적으로 인지하는 평가와 심리적, 사회적 욕구가 충족된 정도를 나타낸다(박자경, 2009). 삶의 만족도의 개념은 객관적 지표 중심에서 벗어나 주관적 지표 중심으로까지 확대되는 추세를 보이고 있으며 신체적 건강, 경제적 상태 등의 객관적 지표와 함께 정서적 요인, 정신적인 건강, 가족관계, 사회적 관계망, 종교와 영성 등의 주관적 지표를 포함하는 보다 넓은 개념으로 발전하고 있다(정순둘, 김정원, 2010).
삶의 만족도에 영향을 미치는 요인은 다양하게 존재한다. 선행연구에서는 인구사회학적 변인, 신체와 정신 건강, 경제적 요인, 사회적 관계 등 다양한 요인이 삶의 만족도에 영향을 미친다고 보고하고 있다. 인구사회학적인 변인에서는 성별(최종명, 2001; 박기남, 2004; 김은영, 박정윤, 2013), 교육수준(이은아, 2007; 진민정, 옥선화, 1994; 정명숙, 2005), 종교(이옥숙, 2008; 박희봉, 이회창, 2005; 최종명, 2001), 혼인상태(박희봉, 이회창, 2005), 가족과 동거유무(김의철 외, 2000; 최연희, 2001) 등이 삶의 만족도에 유의적인 영향을 미치는 것으로 알려져 있고, 건강상태에서는 대부분의 연구들이 주관적 건강상태 인식이 높을수록 삶의 만족도가 높은 것으로 보고하고 있다(박금화, 최영희, 남철현, 2008; 박현숙, 권복순, 2006; 조계화, 김영경, 2008). 특히 주관적 건강상태(장휘숙, 2010; 오윤정, 권윤희, 2012), 만성질환, 일상생활 수행기능, 복합상병(전명진, 문성원, 2016; 문정화, 강민아, 2017) 등이 삶의 만족도에 영향을 미치는 것으로 보고되고 있다.
경제적 요인에서는 일반적으로 경제 수준이 높을수록 삶의 만족도가 높아지는 것으로 알려져있다(강종필, 윤지영, 2017; 구철회, 2015; 우재영, 2013; 김장엽, 2010). 최현석과 하정철(2012)은 개인의 근로소득과 금융소득, 부동산소득 외에도 공적연금 및 개인연금 수급여부 등이 삶의 만족도에 유의적인 영향을 준다고 보고하였다.
정서적 요인에서는 자존감이 삶의 만족도에 유의적인 영향력이 있는 요인으로 알려져 있다(김연희, 2002; 정인숙, 2000; 윤기윤, 2007; 김애련, 2011).
또 사회적 지지나 사회활동도 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인으로 알려져 있는데 가족관계(이준상, 김향아, 2017; 정여진, 안정신, 2010), 사회적 지지(강종필, 윤지영, 2017; 박현숙, 박용순, 2013), 사회활동(전명진, 문성원, 2016) 등이 삶의 만족도에 영향을 미치는 것으로 알려져 있다.
이러한 선행연구를 바탕으로 삶의 만족도에는 개인특성, 경제, 건강, 심리, 사회적 요인 등이 영향을 미친다는 것을 알 수 있다.
2) 세대별 삶의 만족도 선행연구
지금까지의 삶의 만족도 연구는 대부분 노년층의 삶의 만족도에 치중되어 있다. 왜냐하면 노년층은 사실상 경제활동에서 은퇴하고 본격적으로 노화가 시작되고 부부가 사별하는 등 노인의 삶의 질이 급격히 하락하는 시기이기 때문에 복지측면에서 노인의 삶의 만족도에 관한 연구가 매우 시급한 과제로 여겨졌기 때문이다. 이에 따라 취업과 결혼을 준비해야 하는 20대 청년층과 대부분 직업 현장에서 활발하게 활동하고 결혼하여 자녀를 가지고 있는 30대부터 50대까지의 중장년층의 삶의 만족도에 관한 연구는 상대적으로 소홀히 취급되어 왔다.
최근 청년 실업률과 주거빈곤에 대한 우려와 함께 청년빈곤층을 위한 사회안전망이 강화되어야 한다는 주장이 늘고 있다. 청년층을 사회적 약자로 보는 견해보다는 실업과 관련하여 언제든지 빈곤층으로 전략될 우려가 있는 집단으로 보는 견해가 많을 것이다. 특히 청년들은 취업을 하더라도 최저 임금을 받지 못하는 청년이 68만명에 달하고 있으며(통계청, 2018), 고시원이나 반지하 또는 옥탑방에서 생활하는 청년들을 빗대어 ‘지옥고’라는 용어를 사용하고 있을 정도로 심각한 상황이다.
이에 여러 연구들에서 청년뿐만 아니라 세대별 삶의 만족도와 관련된 연구들을 진행해오고 있다.
강상경(2001)은 한국복지패널을 이용하여 베이비붐세대와 이전 및 이후 세대 간에 삶의 만족도를 조사하였는데 성별에서 베이비붐 이후세대와 베이붐세대에서는 남성이 여성보다 유의적으로 높게 나왔지만 베이붐 이전세대에서는 남녀 간에 차이가 없었고, 주관적 건강상태인식은 베이비붐이후 세대에서는 유의하지 않았지만 베이비붐세대와 베이비붐 이전 세대에서는 유의하게 나왔다. 소득수준은 전 세대에 걸쳐 삶의 만족도에 유의적인 변인으로 나왔고, 가족갈등이 없을수록 삶의 만족도가 높게 나왔다.
유윤도(2013)는 한국복지패널 자료를 이용하여 1차 베이비부머와 2차 베이비부머 간의 생활만족도를 비교하였는데 2차 베이비부머의 경우 배우자유무가 유의적인 영향력이 있다고 보고하였다. 또 두세대 모두 단독주택보다 아파트 거주인 경우, 자원봉사활동 등 사회참여활동이 많을수록 삶의 만족도가 높은 것으로 보고되었다. 정순둘과 이현희(2012)는 배우자 유무가 베이비붐세대보다 예비노인세대에서 삶의 만족도에 더 중요한 변인이라고 보고하였고, 임금과 취업안정성이 두 세대 모두 유의적인 요인으로 보고하였다. 또 중고령자임금, 보조금, 일 수준 등과 같은 직무만족 요인과 경제적 요인 등이 베이비붐세대와 예비 노인세대의 삶의 만족도에 모두 유의적인 영향력이 있다고 보고하였다.
베이붐세대와 에코세대의 삶의 만족도와 그 관련 변수를 연구한 이현진(2014)은 성별, 혼인상태, 주관적 건강상태, 총소득, 부채, 주거점유형태, 우울, 자아존중감, 자원봉사활동, 가족갈등이 베이 비붐세대의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미친다고 보고하였다. 또한 교육수준, 동거여부, 주관적건강상태, 직업, 총소득, 주거점유형태, 우울, 자아존중감, 가족갈등이 에코세대의 삶의 만족도에 영향을 미친다고 보고하였다(이현진, 2014).
김윤중(2016)은 세대별 일자리만족이 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석하였는데 세대별로 삶의 만족도에 유의적인 차이가 있었고, 일자리만족은 삶의 만족도에 유의적인 영향을 준다고 보고 하였다. 세대별로 보면 일가치 만족은 베이비붐, X, 에코세대 모두에서 삶의 만족도에 영향을 미친 반면 X세대와 에코세대에서는 추가적으로 주된 일자리 만족이 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 분석되었다(김윤중, 2016).
이러한 선행연구 결과를 토대로 살펴보면 대부분 성별차이와 건강상태 인식, 경제적 요인, 주거, 교육수준, 가족관계, 우울, 자아존중감, 일자리 만족 등이 세대별 삶의 만족도에 유의한 영향이 있는 것으로 나타나고 있다. 그러나 이러한 연구들에서는 각 세대별로 유의한 영향요인이 각각 다르게 분석되고 있으며, 대부분 베이비부머 세대들과의 비교를 주로 하고 있다. 따라서 본 연구에서는 각 세대를 청년층, 중장년층, 노년층으로 구분하여 각 세대별 차이에 대한 삶의 질 영향 요인을 보다 심층적으로 분석해 보고자 한다.
3. 연구방법론
1) 연구모형
본 연구에서는 각 세대별로 삶의 만족도에 미치는 영향과 세대 차이의 조절효과를 검증하기 위해 우선 20세-39세를 청년층, 40-59세를 중장년층, 60세 이상을 노년층으로 정의하였다. 청년층은 처음 사회에 진출한 세대로서 대학교에 재직하거나 졸업 후 취업준비 활동을 하거나 본격적인 취업활동을 시작하는 세대이다. 중장년층은 본격적인 경제활동을 하고, 결혼을 하고 자녀가 있는 경우가 많은 세대이다. 이에 반해 노년층은 현실적으로 현업에서 은퇴하는 시기인 60세 이상인 노인으로 정의하였는데 농어촌을 제외하고는 경제적으로 사실상 경제 활동에서 은퇴하고 노화가 급격히 진행되는 시기이고, 자녀는 분가하고 부부간에 사별하는 경우가 많아 사회적 지지가 많이 필요한 세대이다.
본 연구에서는 삶의 만족도에 영향을 미치는 변인 중 개인특성 변인으로는 성별, 학력, 동거여부, 종교 등을 선정하였고, 경제적 요인 변인으로는 집 소유, 고용형태, 가처분소득을 설정하였다(박선숙, 2018). 건강 요인으로는 하루 흡연량, 음주빈도, 장애등급, 만성질환 여부, 전반적 건강상태를 선택하였으며, 심리적 요인 변인으로는 우울과 자아존중감을 선택하였고, 사회적 변인은 가족관계와 사회관계를 설정하였다. 연구모형을 도형화하면 <그림 1>과 같다.
연구모형
2) 연구대상
본 연구의 목적달성을 위해 한국보건사회연구원과 서울대학교가 공동으로 조사하여 보고한 한국복지패널(Korea Welfare Panel Study)의 12차년도 설문조사 대상 중 만 20세 이상인 성인 13,137명을 대상으로 연구를 실시하였다. 본 연구의 분석샘플은 청년층이 2,976명, 중장년층은 4,082명이고 노년층은 6,079명을 분석에 사용하였다.
자료 중 결측값이 있는 경우는 해당 분석에서 케이스별로 제외하였다. 한국복지패널 자료는 서울을 비롯한 7개 광역시와 제주도를 비롯한 9개 도의 가구와 가구원을 대상으로 연 1회 실시하는 전국적인 대표성을 가진 종단자료이다.
3) 연구방법: 다범주를 조절변수로 하는 위계적 회귀분석
본 연구의 실증분석을 위해 통계 패키지 SPSS 18.0을 사용하여 자료처리 하였다. 구체적인 통계방법론으로서 첫째, 12년차 한국복지패널의 만 20세 이상 성인을 대상으로 표본의 인구사회학적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하고, 둘째, 각 변수들 간의 기초 기술통계를 제시하였다. 셋째, 각 세대별로 삶의 만족도에 영향에 미치는 변인을 추적하기 위해 다중회귀분석(Multiple Regression Analysis)을 실시하였으며, 마지막으로 세대 간 차이에 대한 조절효과를 검증하기 위해 Baron & Kenny(1986)의 검증방법을 사용하여 위계적 회귀분석(Hierarchical Regression Analysis)을 실시하였다.
조절변수의 조절효과를 검증하는 방법으로 Baron & Kenny(1986)는 3단계 위계적 회귀분석을 제시하였다. 그러나 조절효과의 검증은 사실상 그들이 제시한 3단계에 있으며, 이 3단계의 모형식을 간단히 정리하면 다음의 수식으로 표현된다.
Y=b0+b1X+b2M+b3XM
여기서 Y는 종속변수, 즉 본 연구에서는 삶의 만족도이고, X는 삶의 만족도를 결정하는 독립변수, M은 조절변수, 즉 본 연구에서는 세대이고, XM는 독립변수 X와 조절변수 M을 곱한 상호작용항(interaction term)이다. b2는 독립변수 X의 값에 관계없이 일정할 때 조절변수의 주효과(main effect)로서 선형 기울기를 전체적으로 상승하거나 하락시키는 역할을 한다. b3은 조절효과를 나타내는 기울기로서 b3=0이라는 가설을 검증하여 0이라고 판단되면 유의적인 조절효과가 없다고 하고, 0이 아니라고 판단되면 유의적인 조절효과가 있다고 하고, 이 조절변수의 회귀계수 값만큼 선형 기울기에서 뚜렷한 차이를 보이게 된다.
단, 위의 모형에서 조절변수가 성별과 같이 이진변수인 경우는 문제가 없으나 본 연구처럼 세대, 즉 청년층, 중장년층, 노년층 등 다범주인 경우 조절효과 검증시 좀 더 세밀한 모형이 요구된다. 즉 세대별이라는 조절변수를 2개의 더미변수로 처리하여야 한다. 즉, 청년층을 기저범주로 할 때 청년층=(0,0), 중장년층=(1,0), 노년층은 (0,1)로 처리하여야 한다. 이 경우 구체적인 모형식은다음과 같이 변한다.
Y=b0+b1X+b21M1+b22M2+b31XM+b32XM
즉, 세대 변수 M을 (M1, M2)의 2개의 더미변수로 전환한 다음 위의 모형식을 적용한다. 이 경우 b21은 청년층과 중장년층간의 선형 기울기의 상하 이동, b22는 청년층과 노년층간의 선형 기울기의 상하 이동, b31는 청년층과 중장년층간의 선형 기울기의 차이, b32는 청년층과 노년층간의 선형 기울기의 차이를 말하며 b31=b32=0이면 세대의 유의적인 조절효과가 없다고 판단하고 b31이나 b32 중 어느 하나라도 0이 아니라고 판단되면 세대의 유의적인 조절효과가 있다고 판단한다. 그러나 이 방법론의 문제는 (청년층, 중장년층), (청년층, 노년층)간의 조절효과는 볼 수 있지만 (중장년층, 노년층)간의 조절효과는 검증할 수 없다는 단점이 있다.
따라서 본 연구에서는 각 세대별로 각각 유의적인 차이가 있는지 파악하기 위해서 자료를 (청년층, 중장년층), (청년층, 노년층), (중장년층, 노년층) 등 3개의 자료로 분리하여 3개의 이진변수 세대를 조절변수로 설정하고 3번의 위계적 회귀분석을 실시하였다. 이러한 조절효과를 통하여 각 세대별 영향요인만 분석·비교하는 것이 아니라, 각세대 간 차이가 유의한지 확인하여 삶의 만족도를 조절하는 요인으로 작용하는지를 심층적으로 분석할 수 있는 장점이 있다.
4) 변수의 척도와 조작적 정의
종속변수인 삶의 만족도는 한국복지패널 조사에서 Likert 5점 단일척도로 구성된 ‘생활에 대한 전반적인 만족도’를 사용하였으며 ‘매우 불만족’은 1, ‘불만족한 편’은 2, ‘보통’은 3, ‘만족한 편’은 4, ‘매우 만족’은 5로 코딩하였다. 조절변수인 세대는 청년층은 1, 중장년층은 2, 노년층은 3으로 하고 세대의 조절효과를 검증시 3개의 자료로 만들 경우(청년층, 중장년층)=(0, 1), (청년층, 노년층)=(0, 1), (중장년층, 노년층)=(0, 1)로 더미변수로 변환하였다.
삶의 만족도에 영향을 미치는 변인 중 개인특성변인으로 성별, 학력, 배우자 동거여부, 종교 등을 선정하였다. 성별은 남자는 1, 여자는 2, 학력은 무학은 2, 초등은 3, 중졸 4, 고졸5 부터 대학원과 박사는 9까지 순위형 변수로 하였다. 배우자 동거여부는 미혼, 이혼, 사별 등 단독인 경우 0, 부부동거인 경우 1로 코딩하고, 종교는 종교가 없는 경우= 0, 종교가 있는 경우= 1로 이진변수화 하였다.
경제적 요인 변인 중 집 소유여부는 자가소유가 아닌 경우는 0, 자가 소유인 경우는 1로 코딩하였다. 고용형태는 고용의 안전성 순위로 하였다. 즉, 비경제활동인 경우는 1, 상대적으로 불안한 고용형태인 일용직, 임시직, 자활/공공 근로, 노인 일자리, 무급가족종사자인 경우는 2, 상대적으로 안정적인 고용형태인 고용주나 자영업자, 또는 사용직 임금근로자는 3으로 코딩하였다. 가처분소득은 만원 단위로 연속형 변인으로 처리하였다. 공적연금과 사적 연금은 가입하지 않은 경우는 0, 가입한 경우는 1로 이진변수화하였다.
건강 요인으로는 흡연은 하루 흡연량으로 단위는 개비이고, 음주량은 음주빈도로 순위형 변인으로 처리하였다. 즉, 전혀 하지 않는다는 0, 월 1회 이하는 1, 월 2-4회는 2, 주 2-3회는 3, 주 4회 이상은 4로 코딩하였다. 장애등급은 비장애는 0으로 처리하고, 1급부터 6급까지는 1부터 6으로 코딩하였으며, 만성질환 여부는 만성질환이 없는 경우는 0, 있는 경우는 1로 코딩하여 이진변수화한 반면, 전반적인 건강상태는 Likert 5점 척도로 ‘아주 안좋음’은 1, ‘건강하지 않음’은 2, ‘보통’은 3, ‘건강한 편’은 4, ‘매우 건강함’은 5로 코딩하였다.
심리적 요인 변인으로는 우울과 자아존중감을 독립변인으로 선택하였다. 우울 척도는 4점 Likert형 척도로 된 총 11개 문항으로 구성되어 있다. 이 중 2개 문항은 반대문항으로 역코딩하였다. Cronbach 값은 .768로 우울 측정도구의 내적일치도가 확보되었다. 자아존중감은 Likert형 4점 척도로 총 10문항으로 구성되어 있으며 이중 3개 문항은 반대문항으로 역코딩하였다. Cronbach 값는 .766으로 자아존중감 측정도구의 내적일치도는 양호하게 나왔다. 사회적 요인은 가족관계와 사회관계 만족도를 독립변인으로 선택하였는데, 가족관계와 사회적 친분관계에 대해 매우 불만족=0에서 매우 만족=5의 Likert형 5점 척로 각각 단일척도로 이루어져 있다.
4. 연구결과
1) 연구대상의 개인특성
<표 1>은 연구대상인 만 20세 이상 13,137명 성인들의 일반적 특성을 정리한 표이다. 성별에서는 남자가 전체 성인의 44.3%, 여자가 55.7%로 여자가 남자보다 비중이 높게 나왔다. 세대별로는 청년층이 전체의 22.6%, 중장년층이 31.1%, 노년층이 46.3%의 순으로 나타났다. 학력에서는 고졸이 전체의 29.5%로 가장 많았고, 그 다음으로 초등졸이 19.6%, 대졸이 18.7%, 중졸이 11.4%의 순으로 나타났다. 배우자 동거여부에서 독거가 40.9%, 동거가 59.1%로 나타났다. 종교 유무에서는 종교가 없는 경우가 전체의 50.9%로 과반 정도였으며, 있는 경우가 49.1%로 나타났다.
표본의 개인적 특성
2) 주요변수 기초분석
<표 2>는 주요변수들의 평균과 표준편차, 빈도와 백분율 등 기술통계를 정리한 표이다.
주요변수 기술통계
<표 2>에 의하면 종속변수인 삶의 만족도는 평균 3.57로 ‘보통이다’와 ‘조금 그렇다’의 중간정도로 나왔다. 경제적 요인에서 자가주택소유율 63.0%로 나타났으며, 고용상태에서는 무직이 45.7%로 가장 많았고, 불안 고용이 22.1%, 안정고용이 32.2%로 나타났다. 가처분 소득은 약 평균 4천5백만 원 정도로 나왔으며, 공적연금에 가입율은 37.9%, 사적연금 가입율은 18.5%로 나타났다.
건강 요인에서는 하루 평균 흡연량은 2.29개비로 나왔고, 음주의 경우 비음주가 전체의 56.8%로 가장 많았으며, 그 다음이 월 2-4회가 16.7%, 주 2-3회가 11.2%, 월 1회 이하가 9.1%, 주 4회 이상이 6.3%의 순으로 나타났다. 장애등급은 장애없음이 전체의 89.5%, 1등급이 0.8%, 2등급이 1.3%, 3등급이 2.0%, 4등급이 2.0%, 5등급이 2.1%, 6등급이 2.3%로 나타났다. 만성질환율은 57.1%로 나왔고, 건강상태는 Likert 5점 척도에서 평균 3.43으로 ‘보통이다’와 ‘조금 그렇다’의 중간정도로 나왔다. 심리적 요인에서는 우울은 Likert 4점 척도에서는 평균 1.51로 낮게 나타난 반면 자아존중감은 Likert 4점 척도에서는 평균 3.04로 상당히 높게 나타났다. 사회적 요인에서는 가족관계는 Likert 5점척도에서 평균 3.88로 ‘조금 그렇다’에 가깝게 나왔고, 사회관계에서도 Likert 5점 척도에서 평균 3.72로 ‘조금 그렇다’에 가깝게 나타났다.
3) 세대별 삶의 만족도 결정요인
각 세대별로 삶의 만족도를 결정하는 요인을 분석하기 위해 다중회귀분석을 실시하였다(<표 3> 참조). 분석 결과 청년층에서는 배우자동거가 β=0.142(p<0.5), 가처분소득이 β=0.001(p<.01), 음주빈도는 β=0.040(p<.0.01), 건강상태가 β=0.008(p<.01), 우울은 β=-0.146(p<.01), 자아존중감은 β=0.261(p<.01), 가족관계가 β=0.261(p<.001), 사회관계는 β=0.374(p<.001)로 유의적인 영향력이 있었다. 즉 배우자와 동거하는 경우가, 가처분소득이 높을수록, 음주빈도가 높을수록, 장애등급이 낮을수록, 건강상태가 좋을수록, 우울이 낮을수록, 자아존중감이 높을수록, 가족관계와 사회관계가 좋을수록 삶의 만족도가 유의적으로 상승하는 것으로 나타났다.
세대별 삶의 만족도 결정요인
중장년층에서는 학력이 β=0.024(p<.001), 주택소유는 β=0.051(p<.001), 가처분소득은 β=0.001(p<.001), 사적연금은 β=0.051(p<.001), 흡연량은 β=-0.003(p<.01), 건강상태는 β=0.041(p<.001), 우울은 β=-0.253(p<.001), 자아존중감은 β=0.204(p<.001), 가족관계는 β=0.208(p<.001), 사회관계는 β=0.393(p<.001)로 유의적인 영향력이 있었다. 즉 학력이 높을수록, 자가주택을 소유하는 경우, 가처분소득이 높을수록, 사적연금이 있는 경우, 흡연량이 적은 경우, 건강상태가 높을수록, 우울이 낮을수록, 자아존중감이 높을수록, 가족관계와 사회관계가 좋을수록 삶의 만족도가 유의적으로 상승하였다.
노년층의 경우 배우자 동거여부는 β=-0.046(p<.001), 주택소유는 β=0.030(p<.05), 고용상태는 β=-0.019(p<.05), 가처분소득은 β=0.001(p<.05), 공적연금가입은 β=0.083(p<.01), 건강상태는 β=0.065(p<.001), 우울은 β=-0.184(p<.001), 자아존중감은 β=0.201(p<.001), 가족관계는 β=0.238(p<.001), 사회관계는 β=0.417(p<.001)로 유의적인 영향력이 있었다. 즉 배우자와 동거하지 않는 경우, 주택을 소유하는 경우, 고용상태가 안 좋은 경우, 가처분소득이 높은 경우, 공적연금에 가입한 경우, 건강상태가 좋은 경우, 우울이 낮은 경우, 자아존중감이 높은 경우, 가족관계와 사회관계가 좋은 경우 삶의 만족도가 높아지는 경향이 있었다.
4) 삶의 만족도 결정에서 세대차이의 조절 효과
위의 각 세대별로 삶의 만족도에 영향을 미치는 변인을 분석한 경우 어떤 세대에서는 영향력이 있는 변인이 다른 세대에서는 영향력이 없는 경우가 있고, 또 똑같이 유의적인 영향력이 있어도 그 영향력의 차이가 큰 경우가 많았다. 따라서 삶의 만족도를 결정하는 변인에서 세대 차이를 통계적으로 유의한지 검증할 필요가 있다. 따라서 본 연구에서는 Baron & Kenny(1986)가 제시한 조절효과 검증을 위한 위계적 회귀분석을 실시하였다. 단, 표의 단순화를 위하여 그들이 제시한 3단계 위계적 회귀분석 중 세대 차이의 조절효과를 검증하는 상호작용항이 있는 최종 3단계만 표에 제시하였다.
위계적 회귀분석을 실시하기 전에 독립변인과 조절변인의 상호작용항에 의해 야기되는 다중공선성 문제를 해결하기 위해 먼저 독립변인을 표준화, 즉 평균이 0, 표준편차가 1인 변수로 변환하였다. 청년과 중장년층의 조절효과 검증에서는 조절변수는 청년=0, 중장년=1, 청년과 노년층의 조절효과 검증에서는 청년=0, 노년=1, 중장년과 노년층 조절효과 검증에서는 중장년=0, 노년=1로 더 미화해서 이진변수로 변환하였다. 세대별 조절효과 검증결과는 <표 4>와 같다.
삶의 만족도 결정에서 세대 차이의 조절효과
청년과 중장년층 조절효과 검증에서는 음주빈도에서 β=-0.054(p<.001), 가족관계에서 β=-0.034(p<.05)로 유의적인 부(-)의 조절효과가 있었다. 즉 중장년층이 청년층보다 음주빈도, 가족관계가 삶의 만족도에 미치는 영향이 유의적으로 낮게 나왔다. 한편 청년과 노년층에서는 배우자동거가 β=-0.094(p<.05), 음주빈도는 β=-0.049(p<.001)는 유의적인 부(-)의 조절효과가 있는 반면 건강상태는 β=0.056(p<.05)로 유의적인 정(+)의 조절효과가 있었다. 즉 노년층이 청년층보다 배우자동거, 음주빈도가 삶의 만족도에 미치는 영향이 적게 나온 반면, 건강상태는 삶의 만족도에 미치는 영향이 유의적으로 크게 나왔다. 한편 중장년층과 노년층에서는 학력이 β=-0.043(p<.001), 배우자동거는 β=-0.027(p<.01), 고용상태는 β=-0.032(p<.01)는 유의적인 부(-)의 조절효과가 있는 반면 건강상태는 β=0.020(p<.001), 우울은 β=0.024(p<.05), 가족관계는 β=0.020(p<.05)로 유의적인 정(+)의 조절효과가 있었다. 즉 노년층이 중장년층보다 건강상태와 우울, 가족관계가 삶의 만족도에 유의적으로 더 크게 영향을 미친 반면 학력과 배우자동거, 고용상태는 삶의 만족도에 유의적으로 더 낮게 영향을 미치는 것으로 나타났다.
5. 결론 및 논의
한국 사회 구조가 급격히 변함에 따라 각 세대의 복지 욕구가 다양해지고 또 이에 따른 국가의 재정분배에 대한 갈등이 점점 심해지고 있다. 이에 본 연구에서는 전국단위 조사인 한국복지패널(Korea Welfare Panel Study)의 12차년도 설문조사 대상 중 20세 이상 성인 13,137명을 대상으로 20～30대는 청년, 40～50대까지를 중장년, 그리고 60대 이상을 노년으로 세대 구별을 한 다음 각 세대별로 삶의 만족도에 영향을 미치는 변인을 찾고, 세대별로 그 각 변인의 영향력에서 유의적인 차이가 있는지 검증하였다. 본 연구의 결과를 정리하면 다음과 같다.
각 세대별로 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미치는 변인을 분석한 결과 청년층에서는 배우자동거, 가처분소득, 음주빈도, 건강상태, 자아존중감, 가족관계, 사회관계가 정(+)의 영향력이 있었고, 우울은 부(-)의 영향력이 있었다. 즉 배우자와 동거하는 경우가, 가처분소득이 높을수록, 음주빈도가 높을수록, 장애등급이 낮을수록, 건강상태가 좋을수록, 우울이 낮을수록, 자아존중감이 높을수록, 가족관계와 사회관계가 좋을수록 삶의 만족도가 유의적으로 상승하는 것으로 나타났다. 이는 에코세대의 삶의 만족도에서 교육수준, 동거여부, 주관적 건강상태, 직업, 총소득, 주거점유형태, 우울, 자아존중감, 가족갈등이 영향을 미친다고 보고한 이현진(2014)의 연구를 지지하는 결과이다.
중장년층에서는 학력, 주택소유, 가처분소득, 사적연금, 건강상태, 자아존중감, 가족관계, 사회관계는 정(+)의 영향력이 있는 반면 흡연량과 우울은 부(-)의 영향력이 있었다. 즉, 학력이 높을수록, 자가주택을 소유하는 경우, 가처분소득이 높을수록, 사적연금이 있는 경우, 흡연량이 적은 경우, 건강상태가 좋을수록, 우울이 낮을수록, 자아존중감이 높을수록, 가족관계와 사회관계가 좋을수록 삶의 만족도가 유의적으로 상승하였다. 이는 소득수준과 가족갈등이 베이비붐세대와 이전세대에서 공통적으로 영향을 미치는 요인으로 보고한 강상경(2001)의 연구보다 한 단계 더 발전된 결과로 보인다. 또한 주거, 임금, 취업안정성, 직무만족, 경제적 요인이 베이비붐세대의 삶의 만족도에 영향을 미친다고 보고한 유윤도(2013)의 연구를 지지하는 결과이다.
노년층의 경우 주택소유, 가처분소득, 공적연금 가입, 건강상태, 자아존중감, 가족관계, 사회관계는 정(+)의 유의적인 영향력이 있는 반면 고용상태, 배우자 동거여부, 우울은 부(-)의 영향력이 있었다. 즉, 배우자와 동거하지 않는 경우, 주택을 소유하는 경우, 고용상태가 안 좋은 경우, 가처분소득이 높은 경우, 공적연금에 가입한 경우, 건강상태가 좋은 경우, 우울이 낮은 경우, 자아존중감이 높은 경우, 가족관계와 사회관계가 좋은 경우 삶의 만족도가 높아지는 경향이 있었다. 이는 노인의 삶의 만족도를 연구한 박선숙(2018), 전명진, 문성원(2016), 최현석, 하정철(2012)의 연구를 지지하는 결과이다.
기본적인 경제조건과 건강상태를 의미하는 가처분소득, 건강상태, 그리고 정서적, 사회적 요인인 우울, 자아존중감, 가족관계, 사회관계 등이 공통적으로 삶의 만족도에 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타나 기존의 선행연구 결과(강종필, 윤지영, 2017; 오윤정, 권윤희, 2012; 김애련, 2011; 안은선, 송순만, 2017; 우재영, 2013; 이서영, 2015; 이준상, 김향아, 2017; 정명희, 2013)를 지지하였다. 특히 정서적, 사회적 요인이 다른 영향 요인보다 삶의 만족도에 더 큰 영향력이 있는 것으로 나타났다.
각 세대별 특징적인 영향 요인을 살펴보면 청년층은 배우자동거와 음주빈도, 중장년층은 학력, 주택소유, 흡연량, 사적연금이, 노년층은 배우자동거, 고용상태, 공적연금, 사적연금 등이 삶의 만족도에 유의적인 영향을 미치는 것으로 나왔다. 이는 경제적 요인이 삶의 만족도와 더 이상 관련이 없음을 주장한 Easterlin(2005)의 연구와는 다른 결과이다.
배우자동거의 경우 중장년층은 결혼한 경우가 미혼이나 사별보다 삶의 만족도가 높게 나왔는데 이는 청년층의 경우 결혼연령이 늦어지고 있는 사회현상으로 인한 결과로 예측된다. 그러나 노년층에서는 오히려 독거노인이 동거노인보다 삶의 만족도가 높게 나왔는데 이는 독거노인이 전 세대 중 가장 취약 계층이라는 기존의 선입견과 다른 결과이다. 이러한 결과는 성별차이에 따른 노인의 가족관계망 특성을 분석한 이서영(2018)의 연구에서와 같이 여성노인의 경우 독거인 경우가 남편을 수발해야 하는 동거 상태보다 훨씬 더 높은 삶의 만족도를 경험하고 있는 것으로 추측할 수 있으나 본 연구에서 남 녀 간의 차이는 유의하지 않았다. 이는 차후 동거여부와 성별 간의 관계를 동시에 고려한 추가 연구가 필요할 것으로 보인다. 또 청년층의 경우 음주빈도가 높은 경우 삶의 만족도가 높은 것으로 나왔는데 이는 음주빈도가 높은 경우 사회성이 높다고 볼 수 있고 이에 따라 삶의 만족도가 상승하는 것으로 추측된다. 조절효과에서 청년보다 중장년층, 청년층보다 노년층의 음주빈도가 높을수록 삶의 만족도가 낮아지는 것을 감안하면, 오히려 청년들에게 음주는 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것을 알수 있다.
중장년층에서는 결혼을 하거나 생계를 위한 경제활동을 가장 활발히 하는 세대인 점을 반영하여 직장과 가정과 밀접한 관련이 있는 학력, 주택소유, 사적연금 등이 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인으로 나왔다. 한편 노년의 경우 고용상태가 안정적일수록 삶의 만족도가 낮게 나왔는데 이는 노년에는 경제활동이 필요할수록 삶의 만족도가 낮아지고 경제활동이 필요가 없는 경우 삶의 만족도가 높아진다고 해석할 수 있다.
삶의 만족도 결정 요인에서 세대차이의 조절효과를 검증한 결과 청년과 중장년층 조절효과에서는 음주빈도와 가족관계가 부(-)의 조절효과, 청년과 노년층 조절효과 검증에서는 배우자동거, 음주빈도는 부(-)의 조절효과가, 건강상태는 정(+)의 조절효과가 있었다. 중장년층과 노년층 조절효과 검증에서는 학력, 배우자동거, 고용상태는 부(-)의 조절효과가 있는 반면 건강상태, 우울, 가족관계는 정(+)의 조절효과가 있었다. 즉, 중장년층이 청년층보다 음주빈도, 가족관계가 삶의 만족도에 미치는 영향이 유의적으로 낮게 나타났다. 또 노년층이 청년층보다 배우자동거, 음주빈도가 삶의 만족도에 미치는 영향이 적게 나타난 반면, 건강상태는 삶의 만족도에 미치는 영향이 더 크게 나타났다. 한편 노년층은 중장년층보다 건강상태와 우울, 가족관계가 삶의 만족도에 유의적으로 더 크게 영향을 미친 반면 학력과 배우자동거, 고용상태는 삶의 만족도에 유의적으로 더 낮게 영향을 미치는 것으로 나타났다.
특이한 사항은 세대별 분석에서 영향요인으로 보고되었던 주택소유, 가처분소득, 공·사적 연금가입, 흡연, 자아존중감과 사회관계가 세대별 조절효과에서는 영향력이 줄어든 것을 알 수 있다. 이는 각 세대를 비교하였을 때 세대 변화에 따른 차이로 분석된다. 이러한 조절효과의 결과는 앞서 각 세대별 특징을 반영한 것과는 다른 결과로 또 다른 의미가 있다. 이러한 결과를 토대로 각 세대간 조절효과로 나타난 요인들에 대한 개입이 필요함을 알 수 있다.
따라서 향후 청년층을 위한 음주빈도와 가족관계 개선을 위한 프로그램의 제공과, 중장년층을 위한 배우자와의 관계 개선과 음주빈도를 줄이기 위한 서비스가 제공될 필요가 있으며, 노년층을 위해서는 건강상태, 우울, 가족관계 개선을 위한 노력이 필요함을 의미하는 것이다. 그러나 노년층의 고용상태는 오히려 삶의 질을 낮추는 효과가 있는 것으로 나타나, 노년기에는 경제적 활동보다는 여가활동이나 사회활동이 오히려 도움이 되는 것을 알 수 있다.
본 연구 결과가 시사하는 점은 다음과 같다.
첫째, 인간의 최소한의 삶을 영위하기 위해 경제력과 건강이 우선되어야 한다. 그동안 경제적 요인(최현석, 하정철, 2012; Gobbens & van Assen, 2014) 및 건강특성 요인을 강조한 연구(문정화, 강민아, 2017)와 같이 전 세대에 걸쳐 가처분 소득과 주관적 건강인식이 삶의 만족도에 의미 있는 요인으로 나왔다. 이는 인간의 기본적인 생리적 욕구와 안전의 욕구충족이 가장 바탕이 되어야 함을 시사하는 것으로, 이를 위한 사회서비스 및 사회보장제도 등의 사회복지적 노력이 지속되어야 할 것이다.
둘째, 심리적, 정서적, 인간관계를 중점으로 하는 정책적 노력이 필요하다. 심리적 요인을 강조한 DeHaan, Hawley, & Deal(2013)과 Zhang(2005)의 주장처럼 경제력과 건강보다 더 중요하게 나온 요인은 정서적 또는 심리적 요인, 그리고가족과 사회에서의 인간관계이다. 경제력이 가장 취약한 계층에서는 경제력과 건강이 삶의 만족도를 결정하는 가장 중요한 요인이 될 수 있지만 일정 수준이 넘어가면 심리적, 정서적, 인간관계 등이 더 중요한 요인으로 작용한다고 볼 수 있다. 현재 한국의 복지 정책은 대부분 경제문제와 건강문제를 해결하는 것에 치중되어 있고 아직 개인의 정서적인 문제를 다루는 것은 소홀히 하고 있다. 이를 해결하기 위한 중앙정부나 지방정부 차원에서의 노력이 필요하다. 따라서 각 대학과 직장, 노인복지관이나 경로당 등에서의 심리적 건강을 위한 프로그램이 제공될 필요가 있다. 특히 우울감을 감소시키고 자아존중감을 향상시킬 수 있는 정서적 개입이 우선되어야 할 것이다.
셋째, 각 세대별 특성에 맞는 세대 맞춤형 복지정책이 실현될 필요가 있다. 각 세대별로 보면 청년의 경우 아직 기초적인 직장생활과 결혼 초기이 기 때문에 사회성을 반영하는 음주빈도가 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인으로 나왔고, 또 중장년층은 직장에서의 경제활동과 자녀양육 및 부모부양의 이중적인 역할의 문제가 있어 이와 관련된 변인들이 삶의 만족도에 영향이 있는 변인으로 나왔다. 또 직업전선에 은퇴하고 노령화가 급격히 진행되는 노년층에서는 이를 대변하는 다양한 변인들이 삶의 만족도에 영향을 미치는 것으로 나왔다. 즉 각 세대가 직면하고 있는 외부 사회경제적 환경요인에 따라 삶의 만족도에 미치는 변인들이 달라지고 있다는 것이 밝혀졌다. 따라서 본 연구결과에 맞추어 각 세대의 외부 환경을 변화하거나 아니면 각 세대의 특성에 맞는 세대 맞춤형 복지 정책이 구현되어야 할 것이다.
넷째, 청년층과 중장년층을 대상으로 하는 음주와 흡연 습관을 완화시킬 수 있는 적극적인 대책이 필요하다. 세대 차이에 따른 조절효과 분석을 보면 청년층은 음주, 중장년층은 흡연이 삶의 만족도에 유의적인 변인으로 나왔으나 노년층은 음주나 흡연은 삶의 만족도에 무의미한 변인으로 나왔다. 음주와 흡연에 대해 부정적인 최근 사회분위기에 맞춰 청년층과 중장년층의 음주와 흡연습관을 완화시키거나 통제하는 정책적 배려나 캠페인이 필요하다. 이를 위해서 중고등학교와 대학에서의 약물 오남용 예방교육을 강화하여 대집단보다는 소수집단을 위주로 하는 실효성 있는 예방교육이 이루어질 필요가 있다. 최근에는 청년층과 중장년층에서 TV시청률보다는 SNS나 유튜브 사용량이 증가하고 있어, 이를 통한 대중적인 캠페인을 진행하는 것도 효율성이 있을 것으로 보인다. 이러한 예방적 접근은 음주와 흡연에 따른 건강악화와 이의 치료를 위한 의료 및 보건재정을 줄이는 데에도 기여할 수 있을 것이다.
다섯째, 노년기를 위한 부부관계 개선 및 심리적 안정을 위한 프로그램이 진행될 필요가 있다. 배우자동거는 청년층에서는 긍정적이다가 중장년층에서는 영향력이 없고, 마지막 노년층에서는 부정적인 효과가 있는 것으로 나왔다. 즉 결혼기간이 장기간 길어질수록 부부관계나 가족관계가 악화되어 삶의 만족도가 떨어지는 경향을 보였다. 이는 최근의 핵가족 및 1인 가구 증가 경향과 관련하여 더욱 심각한 사회문제를 야기할 수 있다. 남녀 간, 또는 부부와 자녀 간, 시가와 처가와의 관계에서 혐오와 간섭, 통제 대신 서로 이해와 배려를 중시하는 양성평등한 사회 분위기 조성이 필요하다. 또 노년층으로 갈수록 건강이 중요하고, 우울과 가족관계가 중시되고 있는데 이는 고령화에 따른 필연적 현상이라 볼 수도 있지만 이를 최소화하려는 사회적 노력을 쉬지 말아야 할 것이다. 이를 위해 현재 사회서비스에서 제공되는 부모교육을 유·초·중·고 학부모에서 연령을 확대하여 중장년층 및 노년층을 대상으로 하는 부부교육이 포함될 필요가 있겠다. 자녀양육도 중요하지만 부부관계 개선이 우선되어야 건강한 가정환경이 이루어질 것이다. 부부관계 개선으로 인한 가족관계 개선은 아동 및 청소년 자녀에게도 긍정적인 영향을 미쳐 향후 가정폭력이나 노인학대 등의 가족관계 문제를 감소시키며, 노인의 우울증을 예방하는 데에도 기여할 것이다. 이는 사후 발생하는 가족문제 및 사회문제 해결을 위한 사회복지 재정의 효율적인 사용을 위해서도 필요한 정책으로 사료된다.
본 연구는 각 세대별 특성에 따른 삶의 만족도에 미치는 영향변인을 분석하여 맞춤형 복지정책을 구축하기 위한 기초자료를 제공하였다는데 의의가 있으며, 패널자료를 사용한 2차 분석으로 일반화에 용이하다는 장점이 있다. 본 연구에서 사용된 자료는 정부기관이 실시하는 약 만 오천 명 이상을 대상으로 한 전국적 추적 자료이기 때문에 일반 설문조사 자료보다 자료의 신뢰성이 높다고 볼 수 있다. 그러나 이미 조사가 끝난 패널자료의 특성상 본 연구에서 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인으로 설정한 변수의 사용에 대한 제한이 있을 수밖에 없다. 따라서 추후 연구에서는 이를 고려하여 각 세대별 유의하게 나타난 변인들을 중심으로 보다 세부적인 설문문항을 포함한 영향 변인에 대한 연구가 세대별 다각적으로 이루어질 필요가 있겠다.
References
- 강종필·윤지영 (2017). 다층모형을 활용한 독거노인의 삶의 만족도에 미치는 영향요인 분석: 생산적 여가참여와 사회적지지의 조절효과를 중심으로. <디지털융복합연구>, 15(5), 89-98.
- 구철회 (2015). 서울시 노인의 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인. <현대사회와 행정>, 25(2), 281-300.
- 김애련 (2001). 노인의 삶의 질에 관한 연구. 원광대학교 박사학위논문.
- 김연희·김기순 (2002). 노인의 자아존중감과 삶의 질과의 관계 연구. <노인복지연구>, 17, 157-189.
- 김윤중 (2016). 세대별 일자리만족이 삶의 만족도에 미치는 영향. 경기대학교 박사학위논문.
- 김은영·박정윤 (2013). 가족의례유형에 따른 생활만족도와 가족역할중요도 인식에 관한 연구: 미혼남녀를 중심으로. <한국가족자원경영학회지>, 17(3), 105-124.
- 김의철·박영신·김명언·이거우·유호식 (2000). 청소년, 성인, 노인세대의 차이와 생활만족도. <한국심리학회지>, 5(1), 119-145.
- 문정화·강민아 (2017). 노인의 종사상 지위가 삶의 만족도에 미치는 영향과 소득수준, 건강수준의 조절효과. <한국사회복지정책>, 44(1), 79-103.
- 박금화·최영희·남철현 (2008). 노인의 삶의 질을 위한 건강 만족도와 관련 영향 요인. <대한예방한의학회지>, 12(3), 157-173.
- 박기남 (2004). 노년기 삶의 만족도의 성별 차이. <한국노년학>, 24: 13-29.
- 박선숙 (2018). 노인의 삶의 만족도 결정요인에 관한 연구 -의사결정트리모형을 이용하여. <사회과학연구>, 29(3), 39-57.
- 박자경 (2009). 장애인의 삶의 만족도 모형 구축 및 검증에 관한 연구. 성균관대학교 박사학위논문.
- 박현숙·권복순 (2006). 대학생의 삶의 만족도와 관련요인. <정신간호학회지>, 15(1), 48-56.
- 박희봉·이희창 (2005). 삶의 만족에 미치는 영향요인비교분석. <한국행정논집>, 17(3), 709-728.
- 손종칠 (2010). 중고령자 은퇴 및 은퇴만족도 결정요인 분석. <노동정책연구>, 10(2), 125-153.
- 신정규 (2018). 지방재정위기의 대응을 위한 합의형 재정분권의 입법원칙에 대한 소고. <한국지방자치법학회>, 18(4), 133-165.
- 신현구 (2007). 노동시장 은퇴자의 은퇴만족도 및 삶의 만족도. <노동리뷰>, 81-93.
- 안은선·송순만 (2017). 저소득층 노인의 복지서비스 이용 경험이 삶의 만족도에 미치는 영향: 가족갈등과 우울의 매개효과를 중심으로. <디지털융복함연구>, 15(10), 9-18.
- 오윤정·권윤희 (2012). 일부 농촌 주민들의 주관적 건강상태와 삶의 만족도 관련요인. <농촌의학·지역보건학회지>, 37(3), 145-155.
- 우재영 (2013). 경제, 사회적 요인이 여성의 생활만족도에 미치는 영향. <한국농촌지도학회지>, 20(2), 555-585.
- 유운도 (2013). 1차 베이비부머와 2차 베이비부머의 생활만족도에 관한 비교 연구. 충남대학교 석사학위논문.
- 윤기윤 (2007). 저소득 독거노인의 삶의 질에 영향을 미치는 요인에 관한 연구. 국제신학대대학교 박사학위논문.
- 이상열·최석채·나용호 (2001). 건강과 관련된 삶의 질에 대한 고찰. <대한소화기학회지>, 7(10), 6-12.
- 이서영 (2018). 성별차이에 따른 농촌지역 노인의 가족관계망 특성이 삶의 만족도에 미치는 영향. <한국케어매니지먼트연구>, 17, 181-200.
- 이옥숙 (2008). 중년기의 자기개념과 생활만족도에 관한 연구. 영남대학교 석사학위논문.
- 이은아 (2007). 중년기 남성의 가족 및 직업관련 변인과 생활만족도의 관계. <한국생활과학회지>, 16(3), 547-562.
- 이준상·김향아 (2017). 노인의 가족관계가 삶의 만족도에 미치는 영향: 우울의 매개효과를 중심을. <한국웰니스학회지>, 12(2), 27-36.
- 이창화 (2018). 사회적 자본과 노인 삶의 만족도 연구. <융합정보논문지>, 8(6), 287-292.
- 이현진 (2014). 베이붐세대와 에코세대의 삶의 만족도와 관련 변수. 고려대학교 석사학위논문.
- 장휘숙 (2010). 노년기 여성의 빈곤과 주관적 건강 및 생활만족의 관계. <한국심리학회지: 발달>, 23(1), 1-15.
- 전명진·문성원 (2016). 노인의 삶의 만족도 결정 요인에 관한 연구: 수도권과 비수도권 거주노인 비교 분석.< 한국지역개발학회>, 28(2), 153-172.
- 정명숙 (2005). 연령과 삶에 대한 만족도. <한국심리학회지>, 18(4), 87-108.
- 정명희 (2013). 노인의 자아존중감이 사회활동 참여 및 삶의 만족도에 미치는 영향: 서울ㆍ경기지역을 중심으로 . <한국케어매니지먼트연구>, 9, 15-41.
- 정순둘·김정원 (2010). 은퇴한 배우자를 둔 중고령 여성의 생활만족도에 영향을 미치는 요인 연구. <노인복지연구>, 49, 31-50.
- 정순둘·이현희 (2012). 베이비붐세대의 삶의 만족도: 1998년과 2008년의 비교. <한국노인복지학회지>, 55, 105-131.
- 정여진·안정신 (2010). 남성노인의 성공적 노화에 가족관계 변인이 미치는 영향. <한국노년학>, 30(2), 5 35-550.
- 정인숙 (2000). 노인의 원인구속유형 및 자아존중감에 따른 조모의 생활만족도 및 영향요인. 동아대학교 박사학위논문.
- 조계화·김영경 (2008). 한국노인의 우울, 자살생각 및 삶의 만족도 영향 요인. <한국간호교육학회지>, 14(2), 176-187.
- 진미정·옥선화 (1994). 중년기여성의 어머니 역할수행부담과 심리적 복지. <대한가정학회지>, 32(5), 1-13.
- 최연희 (2001). 노년전기와 후기 노인의 건강증진행위, 생활만족도 및 자아존중감 차이. <지역사회간호학회지>, 12(2), 428-436.
- 최종명 (2001). 청주시 대학생의 삶의 만족도와 관련 변인. <한국생활과학회지>, 10(3), 253-262.
- 최현석·하정철 (2012). 노인의 생활전반 만족에 영향을 미치는 요인에 관한 연구. <한국데이터정보과학회지>, 23(1), 131-142.
- 통계청 (2018). 경제활동인구조사 청년층 부가조사.
- 통계청 (2018). 인구·가구통계. 장래인구추계, 장래가구추계, 인구총조사. <2018년 국가통계청인구조사>, 29, 94-122.
-
Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The Moderator-Mediator Variable Distinction in Social Research: Conceptual, Strategic, and Statistical Consideration. Journal of Personality and Social Psychology, 51(6), 1173-1182.
[https://doi.org/10.1037/0022-3514.51.6.1173]
-
DeHaan, L. G., Hawley, D. R., & Deal, J. E. (2013). Operationalizing family resilience as process: Proposed methodological strategies. In Becvar, D. S. (Ed.). Handbook of family resilience. New York, NY, US: Springer Science + Business Media.
[https://doi.org/10.1007/978-1-4614-3917-2_2]
-
Di Tella, R., & Macculloch, R. (2006). Gross National Happiness As an Answer to The Easterlin Paradox? Journal of Development Economics, 86(1), 22-42.
[https://doi.org/10.1016/j.jdeveco.2007.06.008]
-
Dolan, Paul, Tessa Peasgood & Mathew White. (2008). Do We Really Know What Makes Us Happy? A Review of the Economic Literature on the Factors Associated with Subjective Well-being. Journal of Economic Psycology.
[https://doi.org/10.1016/j.joep.2007.09.001]
-
Easterlin, R. A. (1995). Will Raising the Incomes of All Increase the Happiness of All? Journal of Economic Behaviour and Organization, 27(1), 35-48.
[https://doi.org/10.1016/0167-2681(95)00003-B]
-
Easterlin, R. A. (2005). Feeding the Illusion of Growth and Happiness: A Reply to Hagerty and Veenhoven. Social Indicators Research, 74(3), 429-443.
[https://doi.org/10.1007/s11205-004-6170-z]
-
Gilligan, T. D., & Huebner, S. (2007). Initial Development and Validation of The Multidimensional Students Life Satisfaction Scale-Adolescent Version. Applied Research in Quality of Life, 2(1), 1-16.
[https://doi.org/10.1007/s11482-007-9026-2]
-
Gobbens, R. J. J., & M. A. L. M. van Assen (2014). The prediction of quality of life by physical, psychological and social components of frailty in community-dwelling older people. Quality of Life Research, 23: 2289-2300.
[https://doi.org/10.1007/s11136-014-0672-1]
-
Zhang, L. (2005). Prediction of chinese life satisfaction: contribution of collective self-esteem. International Journal of Psychology, 40(3), 189-200.
[https://doi.org/10.1080/00207590444000285]