경기연구원 학술지홈페이지
[ Article ]
GRI REVIEW - Vol. 20, No. 4, pp.227-264
ISSN: 2005-8349 (Print)
Print publication date 30 Nov 2018
Received 10 Oct 2018 Revised 26 Oct 2018 Accepted 01 Nov 2018

‘삶의 질’과 소득의 관계에서 사회자본의 매개효과 : ‘경기도민의 삶의 질’ 조사를 활용하여

김창진* ; 허훈**
*성균관대학교 국정전문대학원 박사과정
**대진대학교 행정학과 교수
Mediating effect of social capital on the relationship between ‘quality of life’ and income : Using ‘Gyeonggi-do’s Quality of Life’ survey
Kim, Chang-jin* ; Huh, Hun**
*Ph.D student, Graduate School of Governance, Sungkyunkwan University(First Author)
**Professor, Department of Public Administration, Daejin University(Corresponding Author)

초록

본 연구는 경제적 요인(소득)과 사회자본 요인(사회적 네트워크, 주민참여, 호혜성)이 삶의 질에 미치는 영향을 살펴본 뒤, 소득과 삶의 질에 있어서 사회자본 요인들은 어떤 매개효과를 미치는 지를 검증하는 것을 목적으로 한다. 분석에는 2016년 경기연구원에서 실시한 ‘경기도민 삶의 질 조사’ 의 공개데이터를 활용하였다. 분석은 SPSS 25.0를 활용하여 요인들의 일반적인 특성을 살펴보았으며, 매개효과를 검증하기 위해 AMOS 24.0의 구조방정식을 활용하였다.

분석 결과, 소득은 삶의 질에 있어서 긍정적인 효과를 미치고 있었다. 사회적 네트워크는 소득과 삶의 질 간의 매개효과가 유의미하지 않았으며, 정치참여와 호혜성은 정(+)의 매개효과를, 사회참여는 부(-)의 매개효과를 나타내었다.

이러한 연구 결과에 따라 본 연구는 경기도민의 삶의 질 향상에 있어서는 무엇보다 경제적 요인의 개선이 중요하다는 것을 강조하였으며, 사회자본의 요인 및 그 중에서도 정치참여의 중요성을 시사하였다.

Abstract

The purpose of this study examines the impact of economic factor(income) and social capital factors(social networks, residents’ participation, reciprocity) on the quality of life and then verify to mediator effect of social capital between income and quality of life.

The analysis used data from the Gyeonggi Provincial Life Quality Survey conducted by the Gyeonggi Research Institute in 2016. We analyzed the general characteristics of the factors using SPSS 25.0 and used the structural equation of AMOS 24.0 to verify the mediating effect.

As a result of the analysis, income had a positive (+) effect on the quality of life. The social network has no significant mediating effect between income and quality of life. Political participation and reciprocity showed mediating effects of positive (+) and social participation was mediating effects of negative (-).

According to the results of this study, this study suggests that improvement of the quality of life of Gyeonggi-do residents is important to improve economic factors, and emphasizing the importance of social capital and political participation among them.

Keywords:

Income, Social Capital, Quality of Life, mediation effect

키워드:

소득, 사회자본, 삶의 질, 매개효과

Ⅰ. 서 론

인간의 궁극적인 삶의 목적은 삶의 질의 향상과 행복이라고 할 수 있다. 그동안 인간의 삶의 질과 행복에 있어서 영향을 미치는 변수로 주목받아온 것은 경제적 요인이었다. 이는 과거 공업화·경제화 시대에는 개인의 소득 증대, 사회의 경제 발전 등이 우선이었기 때문이라 할 수 있으며(김창진 외, 2018), 인간으로서의 기본적인 생활을 영위하려면 소득이 있어야하기 때문이다. 그런데 1990년 중·후반부터 점차 경제적 요인이 삶의 만족에 있어 유일한 요인이 아니라는 주장이 설득력을 얻기 시작했다(박희봉·이희창, 2005: 2). 이는 당시 새로운 시대의 흐름이라 할 수 있는 정보화·문화화 및 사회자본의 등장이 개인의 경제적 안정만을 추구하던 삶의 질의 영역을 문화, 공동체, 사회적 관계 등 질적인 측면까지 확장시켰다고 할 수 있다.

우리나라는 한국전쟁 이후 세계의 가난한 나라 중 한 곳이었다. 정부는 이를 타개하기 위해 서구의 제도 및 문물을 수용하여 공업화·경제화의 길을 걸었다. 그 당시 국가와 개인 모두 경제적 안정을 위해 끊임없이 노력하여 해외에서도 ‘한강의 기적’이라 부를 만큼 엄청난 경제성장을 이룩하였었다. 하지만, 97년도 ‘외환위기’ 가 발생한 뒤 소득의 양극화, 대량실업, 사회적인 불평등, 정부 불신 등의 문제가 발생하고, 이후 정보화·문화화의 경향 및 사회자본의 등장으로 인해 기존 경제적 안정만을 추구하던 정책방향에서 탈피하여 점차 문화, 공동체, 참여 등의 측면까지 고려하게 되었다. 아울러, 최근 개인주의적인 경향까지 융합되어, 소위 ‘YOLO(You only live once)1)’ 등의 단어가 생기는 등 다양한 측면에서 삶의 질을 추구하고 있다고 할 수 있다.

오래전 이러한 현상을 예측한 한 연구가 있었다. 바로 ‘이스털린 역설(Easterlin Paradox)’을 주장한 연구인데, Easterlin(1974)은 경제적 안정이 사회의 행복을 향상시키는 지에 대한 의문을 제기하였다. 그는 후진국과 선진국 등 30개 국가의 행복감을 측정한 결과 소득 수준이 더 높아져도 일정 수준을 넘으면 행복감은 더 이상 증가하지 않는다는 것을 발견했다. 사람마다 행복을 판단하는 기준은 상대적이고, 경제성장이 소득뿐만 아니라 행복의 기준도 같이 높이기 때문에 경제규모나 소득수준이 반드시 국민 행복감과 일치하지 않는다는 설명이었다(김창진 외, 2018).

하지만, 이후 Deaton(2008)을 포함한 여러 학자들이 경제적 수입과 삶의 질은 긍정적 관계라는 연구 결과를 제시했고, 현재까지도 ‘이스털린의 역설’은 학제적 논쟁의 대상이 되고 있다(박정인·박민근, 2017). 다른 한편으로는 사회자본이 등장한 이후 삶의 질에 있어서 신뢰, 참여, 사회적 네트워크 등이 영향을 미친다는 연구들도 나타나는 등(Uslaner, 2002; Murphy, 2003; 박길성, 2002; 김미령, 2008), 삶의 질을 설명하고 결정하는 요인들이 다양해졌다고 할 수 있다.

본 연구는 이러한 논쟁을 배경으로 ‘과연 삶의 질에 있어서 경제적 요인이 중요한가? 아니면 사회자본 요인이 중요한가?’ 라는 의문을 가지고 인간의 삶의 질에 경제적 요인과 사회자본 요인이 얼마나 영향을 미치는 지 살펴보려고 한다. 또한, 사회자본이 등장한 이후 활발히 논의되고 있는 주민참여(정치참여, 사회참여) 및 사회적 네트워크와 호혜성(reciprocity)을 매개변수로 활용하여, 이 변수들이 소득과 삶의 질 간의 관계에 있어서 어떤 매개효과를 주는 지 그리고 어떤 사회자본 요인이 더 강력한 영향력을 미치는 지 검증하고자 한다.

이 연구에 사용한 자료는 경기연구원에서 ‘2016년 경기도민 삶의 질 조사’ 후 공개한 데이터를 활용하였다. 이 데이터는 경기도 31개 시·군이라는 지역적 범위를 가지고, 경기도 주민의 소득·건강·사회통합 등 다양한 측면에서 삶의 양식 및 의식을 총체적으로 파악하였기 때문에 경기도민의 소득 및 사회자본요인들의 정도를 살펴보는데 적합하다고 판단하였다(김창진 외 2018: 147).

본 연구는 Ⅱ장에서 삶의 질과 소득, 사회자본에 대한 이론과 선행연구들을 검토한다. Ⅲ장에서는 소득과 삶의 질에 미치는 영향에 있어서 사회자본 요인들은 어떤 효과를 보이는 지 살펴보기 위한 분석모형과 변수들을 설명한다. 그리고 Ⅳ장에서는 분석 결과에 대한 검토 및 논의를 제시하며, 마지막 Ⅴ장에서는 삶의 질에 있어서 소득 및 사회자본에 대한 시사점과 함께 나아가 경기도민의 삶의 질 향상을 위한 정책을 제시한다.


Ⅱ. 이론적 배경

1. 삶의 질과 소득

‘삶의 질(Quality of life)’의 개념은 개인의 심리적인 측면을 강조하기 때문에 일관되고 합의된 정의는 없다(하혜수, 1996: 82). 즉, 삶의 질을 한 마디로 정의하기가 용이하지 않으며(김창진 외, 2018), 보편적인 개념을 정립하기가 쉽지 않다(Efklides & Moraitou, 2013; 김흥규·유현정, 2004; 송건섭, 2007; 고명철, 2013; 이지은·이재완, 2014). 왜냐하면, ‘삶의 질’이란 개념이 사회발전의 어떤 속성이나 가치, 차원을 말하는 것인지에 대한 사회적 합의가 쉽지 않고(Radcliff, 2001; 서문기, 2015: 144), 분석의 차원에서도 조작적 정의가 어려우며, 보편적인 지표를 제시하기 어렵기 때문이다.

삶의 질은 그만큼 다양한 측면을 갖고 있다고 할 수 있다. 이 때문에 객관적인 측면, 주관적 측면 그리고 통합적인 측면으로 나누어 생각해보려 한다(하혜수, 1996). 먼저, 객관적인 측면으로 삶의 질(Quality of life)은 인간의 만족스러운 생활에 영향을 미치는 객관적인 조건들이라고 할 수 있다(김광웅 외, 1991: 72; 하혜수, 1996: 82). 이러한 입장은 사람의 가치관, 생각 등이 다르기 때문에 삶의 질을 주관적인 측면에서의 측정하기 보다는 객관적인 지표, 상태 등으로 파악해야 일관성이 높다는 것이다. 그 다음 개인의 주관적이고 심리적인 만족감으로 정의하는 견해이다. 이에 따르면, 삶의 질은 가치판단적인 특성을 지니기에 인생에 있어 ‘무엇이 선하며, 무엇이 옳은가’에 대한 규범적 가치판단과 함께 삶에 대한 주관적 판단을 의미한다고 할 수 있다(Olsen & Merwin, 1976: 48; 하혜수, 1996). 이는 개인의 인지적·정서적 상태 등 주관적인 측면에서 삶의 질을 판단한다고 할 수 있다. 삶의 질에 대해 객관적인 측면에서는 소득, 교육, 지위, 건강 등 측정 가능한 지표에 초점을 두고, 주관적 측면에서는 사회적 욕구충족, 자아실현이나 행복을 느끼는 정도 등에 관심을 가진다(서문기, 2015; 김창진 외, 2018).

또한, 두 가지 측면을 통합적으로 활용하여 물리적, 환경적, 심리적 측면까지 모두 포괄하여 삶의 질의 개념에 접근하기도 한다. 삶의 질을 측정하기 위해서 객관적 차원의 요인인 성별, 연령, 건강수준, 소득수준 등의 인구사회학적인 특성(박용순·송진영, 2013)과 함께 주관적·환경적 차원의 사회활동, 주민참여, 이웃 간의 신뢰 및 관계, 지역애착, 지역 안전성, 재난 안전성 등의 여러 요인이 관여하고 있다고 보는 것이다. 실제 우리나라 ‘국민 삶의질 지표(Korea Quality of Life)’에서는 삶의 질을 측정하기 위해서 물질부분 12개와 비물질 부분 60개의 지표로 삶의 질을 측정하기도 한다.

삶의 질을 측정하는 데 있어서 소득은 객관적 척도 중 하나로 중요한 변수라 할 수 있는데(Evans, 1994; Michalos & Zumbo, 1999; Smith et al, 2004; 하혜수, 1996; 고명철, 2013; 김도엽, 2001; 이태종·송건섭, 2001; 박정인·박민근, 2017; 김창진 외, 2018), 많은 연구들이 이러한 입장을 취했다. 앞서 잠시 언급한 Easterlin(1974)은 삶의 질에 있어서 소득은 필수불가결한 요인이라는 기존의 연구에 대해서 수입의 증가가 사회의 행복을 향상시키는지 않는다고 주장하며, 경제적 수입과 삶의 만족도 간의 관계가 뚜렷하지 않다고 한다(구교준 외, 2014), 이러한 Eastrelin의 연구는 후에 ‘Easterlin의 역설’이라 불리며, 경제적 수입과 인간의 삶의 질과 만족에 대한 논쟁의 시발점이 되었다(Stevenson & Wolfers, 2013; Lien et al, 2017; 박정인・박민근, 2017). 이후 Kenny(1999), Lane(2000), Blanchflower & Oswald(2004), Clark et al(2008) 등은 Easterlin의 역설과 유사하게 삶의 질과 소득 간의 역의 관계 및 소득이 증가하여도 삶의 질에는 변화가 없다는 것을 밝혔다.

다른 한편, Deaton(2008), Di Tella & MacCulloch(2008), Sacks et al(2010), Stevenson & Wolfers(2013), 박정인·박민근(2017)은 Easterlin의 역설과 달리 현재까지도 삶의 질에 있어서 소득은 중요한 변수로 영향을 미치고 있다고 주장하였다. 즉, 주관적 삶의 질, 행복 등에 긍정적 기여를 하는 것으로 소득의 증가라는 것을 밝혔다.

이 연구의 종속변수인 ‘삶의 질’에 대해서 선행연구들은 다음과 같이 두 측면에서 정의하고 있다. 첫째, 개인적인 측면을 중시하는 정의로 심리학적 이론을 기초로 하여, 개인이 생활하면서 겪는 긍정적인 경험들을 생활만족도(Ahrens & Ryff, 2006)라고 정의한다. 아울러, 자신의 목적에 대해 성취감을 느끼며, 긍정적인 경험과 생활에 대한 낙천적인 태도와 감정을 느끼고 유지하는 것(조완규, 1993)이라 정의한다. 둘째, 물리적, 환경적 측면을 중시하는 정의로 일정한 범위 내 지역주민들이 보다 만족하는 안락한 삶의 물리적 상태 및 조건(김도엽, 2001), 또는 특정한 지역 내에서 제공해 주는 환경에 상호작용하며, 이에 따라 파생되는 지역의 공동문제를 스스로 처리하고, 다스리면서 느끼는 개인의 만족감과 행복감이라 정의하기도 한다(김창진 외, 2018).

이 글에서는 이러한 논의를 종합하여, 삶의 질은 생활만족도 혹은 안녕감 등의 감정과 같은 주관적 측면과 함께 의식주나 소득의 문제와 같은 객관적 측면을 함께 가지는 복합 개념으로 정의하려고 한다.

2. 사회자본과 삶의 질

사회자본에 대한 관심과 논의는 Hanifan이 사회자본의 개념을 사용(홍성운, 2012: 127)하여 학교교육의 성공을 위해서는 지역사회가 관여해야 한다는 점을 드러내면서 70년대에서부터 점차 활용되기 시작하였다. Loury(1977)는 1970년대에 젊은 사람(young people)이 본인의 인적자본을 활용함에 있어 성공적인 삶의 정도 차이를 설명하는데, 사회자본을 활용하였다. 이후 80년대 말에 프랑스의 후기 마르크스 주의자인 Bourdieu(1986)에 의해 사회자본이 본격적으로 연구가 되었으며, 사회자본을 ‘서로 알고지내는 사이의 관계가 지속적으로 존재함을 통해 네트워크의 실제적이며 잠재적인 자원의 집합체’라고 정의하였다. Coleman(1988)은 사회자본을 그 안에 속한 행위자들이 특정 행동을 할 수 있게 하고, 이를 촉진시키는 사회구조의 몇 가지 측면들이라고 포괄적으로 제시하면서, 다른 자본과 달리 사회자본은 행위자 간의 관계구조 안에 내재하고 있다고 강조하였고(이숙종 외, 2008), Putnam(1995: 67)은 서로의 이득을 추구하기 위해 상호조정 및 협동을 용이하게 만드는 사회적 신뢰, 네트워크, 규범 등과 같은 사회조직의 특성이라고 정의했다.

이러한 사회자본은 몇 가지 핵심요소로 정의되고 측정되는데, 그 핵심요소로서 신뢰(Trust), 사회적 네트워크(Social Network), 규범(Norms), 참여(Participation), 호혜성(Reciprocity) 등이 제시되고 있다. 또 핵심요소를 줄여 사회자본의 개념을 4개의 요인(신뢰, 네트워크, 참여, 규범)으로 측정하거나(박희봉·김명환, 2000; 김태룡, 2006), 3개의 요인(신뢰, 규범, 네트워크)으로 측정하기도 한다(박희봉, 2002; 박희봉 외, 2003; 배병룡, 2005; 이창기·박종관, 2005; 이숙종 외, 2008).

이들 연구를 음미해보면 사회자본은 사회적 차원의 개념이며, 이 요소들은 사회조직의 특징과 관련이 있고, 조정과 협력을 통한 상호이익을 가능하게 하는 집합체로 해석되어, 개인들보다는 집합체의 특성을 나타낸다고 할 수 있다(Coleman, 1990; Putnam, 1993; 박종민, 2003; 127). 앞서 살펴본 삶의 질에 대한 많은 연구에서도 개인, 조직, 국가차원에서 사회자본의 핵심요소들을 활발히 활용하고 있다. 즉, 사회자본의 신뢰, 참여, 네트워크 등이 개인의 삶의 질에 직접적인 영향을 미친다는 것을 기존의 많은 연구들이 다루었던 것이다(Rodrik, 1998; Putnam, 2000; Fratiglioni, 2000; Helliwell, 2001; 박길성, 2002; 박희봉·이희창, 2005; 김형국·이상신, 2012). 이들 연구 중에서 몇 가지를 언급해보면 Putnam(2000) 등 일부 연구자들은(Helliwell & Barrington-Lee, 2010; Leung et al., 2010) 다양한 채널과 형태로 사회자본이 개인의 삶의 질에 직접적이고 긍정적인 영향을 미친다고 주장했다(최예나·김이수, 2015: 57). 이들은 사회자본과 삶의 질이 강한 상관관계를 가지며, 오히려 경제적 요인보다 삶의 질에 있어서 더 중요한 영향을 미친다고 보았다(Helliwell & Barrington-Lee, 2010; 최예나·김이수, 2015). 한편, 간접적인 관계로 본 연구들은 사회자본의 직접적인 영향보다는 개인의 성별, 건강 상태, 소득 등을 중심으로, 사회자본이 매개나 조절하는 효과가 있다고 한다. 이는 사회적 자본이 경제성장을 증가시키는 추진력을 제공하여 삶의 질에 영향을 미친다고 하거나(Zak & Knack, 2001), 신체적인 건강에 긍정적인 영향을 미쳐 삶의 만족도를 증가시킨다고 한다(Helliwell & Putnam, 2004).

본 연구는 이러한 논의를 배경으로 사회자본인 사회적 네트워크, 주민참여, 호혜성이 소득 및 삶의 질에 있어서 어떤 직간접적인 영향을 미치는지를 구체적으로 살펴본다.

1) 사회적 네트워크

사회적 네트워크는 사회적인 관계 내에 존재하고, 사람들 속에서 서로 간의 관계를 맺고 연결되어지는 패턴과 같은 것이며, 그 속에 정보, 지원, 관심 등과 같은 흐름과 에너지가 존재해 서로 영향을 주고받는 형태라고 할 수 있다(염동문 외, 2013). 사회적 네트워크를 조직구성원이 과업수행이나 심리적 만족을 얻기 위해 조직 내·외의 개인 혹은 집단과 맺고 있는 관계망으로 설명하기도 하며(전수진, 2005; 문성애·이영민, 2009; 김은실, 2011), 사회적 관계에서 상호 간의 목적이나 이익을 도출 할 수 있는 사람과의 연결되어진 형태나 관계망이라고 정의하기도 한다(염동문 외, 2013).

이러한 사회적 네트워크는 사회 혹은 조직에 소속된 구성원들에게 특정한 행위를 하도록 유도하며, 구성원들 간의 정서적, 물질적인 지원을 연계시키고, 친밀한 관계를 지속시켜 주어 결속감을 더 견고하게 만들어 준다(김용학, 2004; 문성애, 2008; 염동문 외, 2013). 아울러, 집단 구성원들의 참여, 상호 관계를 통해 자발적 조직이 형성되고 네트워크가 이루어지는데, 집단 내에서 네트워크가 잘 형성될수록 상호 간의 이익을 위해 협력할 가능성이 높아진다(최은진·하성규, 2010).

따라서 특정인과의 사회적 네트워크 구축은 특정 개인에게 이익을 줄 수 있다고 해석할 수 있으며, 집단행동으로 초래되는 문제들을 해결할 수 있을 뿐만 아니라 정보획득효과와 지원효과를 가져옴으로써 상호 간의 이익을 창출할 수 있다고 말할 수 있다(Lin, 2001; 손동원, 2002; 최은진, 2010; 염동문 외, 2013).

사회적 네트워크는 가족이나 친구, 이웃 등의 비공식적 네트워크와 직장 같은 공식적인 관계의 네트워크로 정의되는데(Putnam, 1998), 본 연구에서는 Putmam의 분류 및 설문 문항을 근거로 비공식적 네트워크에 초점을 맞춰 살펴보려 한다. 비공식적 네트워크는 이웃이나 가족, 친구 등 가까운 사람과의 관계와 교류 등에 적용할 수 있다. 기존의 많은 연구들에서는 비공식적 네트워크 등이 삶의 질에 미치는 영향 정도를 살펴보고 있는데(강현정, 2009; 이기홍, 2005; 이정규, 2009; 신상식·최수일, 2010; Bjornskov, 2003; Powdthavee, 2008; Mammen et al, 2009; Vemuri et al, 2011), 자원봉사활동이나 단체활동, 교육 등에 참여하고 가족이나 친구, 이웃 등의 교류나 지지가 이루어질 때 삶의 만족도가 증진되는 것으로 나타났다(정순둘·성민현, 2012).

아울러, 삶에 질에 있어서의 사회적 네트워크에 대한 지속적인 논의가 주는 시사점은 삶의 질은 개인 대 개인, 개인 대 집단 간의 끊임없는 상호작용 속에서 이루어지고, 이러한 상호작용 이루어지는 방식이 삶의 질의 향상에 영향을 미치는 것은 자연스러운 것(김형국·이상신, 2012)이라고 할 수 있기 때문이다.

2) 주민참여

주민참여는 주민 자신이 거주하는 지역 사회의 발전과 주민의 복지를 위해 행사하는 활동이나 행동을 말하고(Adler & Goggin, 2005; 현승숙・금현섭, 2011; 김창진 외, 2018), 자신들이 속한 지방정부의 정책결정이나 집행과정에 지역주민들이 참여 및 개입해서 의견과 영향력을 행사하는 일련의 행위(이종수, 2009; 김병록, 2011)라고 할 수 있다. 주민참여를 조금 더 세부적으로 구분을 한다면, 주민참여 영향력 수준에 따른 유형 구분(Arnstein, 1969), 참여의 적극성에 따른 구분(Zimmerman, 1986), 주민의 의도적 개입의 정도에 따른 구분(Langton, 1973) 및 협력규모나 민관협치규모 등에 따라 구분(Percy, 1983; OECD, 2001; 2009)할 수 있는데(김창진·홍성우, 2017), 대체로 많은 연구에서는 정치참여와 사회참여로 구분하고 있다(Uslaner & Brown, 2005; Zukin, 2006; 김창진 외, 2018).

사회참여(civic engagement)는 지역 내 거주하는 주민이 해당 지역의 공공문제 및 사회문제를 해결하기 위해 시민사회에 적극적으로 참여하는 행위(Brint & Levy, 1999: 164)라 할 수 있으며, 정치참여(political participation)는 지역 내 주민이 가치판단과 자원배분 과정에 참여할 목적으로 투표나, 정당활동 등을 통해 지방정부 정책행위자에게 영향력을 미치는 활동(Brady, 1999)이라고 할 수 있다.

구체적으로, 사회참여의 경우 사회단체를 통한 참여를 연상할 수 있다. 사회단체(social association)라 함은 특정한 문제나 관심을 중심으로 공익 혹은 사익을 추구하는 단체나 조직을 통칭하는 것으로(정병걸·성지은, 2002) 우리 사회 내에는 다양한 목적과 형태의 단체가 있다. 단체 내 구성원의 친교를 목적으로 하는 친목단체나 문화단체에서부터 특정한 집단의 이익이나 목적을 실현하기 위해 구성한 사익단체, 혹은 사회나 지역, 국가의 공익실현을 목적으로 하는 지역단체 및 공익단체까지 다양하다. 이러한 사회단체에 대해서 우리는 일반적으로 시민사회 내에서 활동하는 다양한 단체들을 지칭하는 용어로는 시민단체(civil organization)나 시민사회단체(civil society organization), 비정부조직(Non-governmental organization, NGO), 혹은 비영리조직(Non-profit organization, NPO) 등 다양한 용어를 사용(정병걸, 2014)한다.

정치참여(political participation)는 대체로 주민 자신들이 사회를 바라보는 관점이나 가치관을 지역의 정치·행정과정에 반영하기 위해 투표나 정당활동 등에 참여하는 것으로 이야기할 수 있다. 이는 주민 자신의 가치와 신념을 대변할 수 있는 정치적 당에 소속되어 정당활동을 하거나 혹은 유사 정치단체에 참여하는 것을 말하며, 아울러, 매 선거 때마다 투표로 주민의 권리를 행사하는 것도 이야기할 수 있다.

종합하면, 이러한 주민참여를 통해 주민은 살고 있는 지역의 공공문제를 해결하기 위해 자신의 신념이나 가치관을 확산하려는 행동을 하거나, 정치·행정과정에 개입한다. 즉, 주민은 스스로 주어진 환경대로 삶의 사는 것이 아닌 지역의 문제를 해결하고, 가치배분에 개입하면서 더 나은 생활을 목표로 하고 삶을 살아간다고 할 수 있다.

이러한 논의에 따라 본 연구에서는 주민참여를 사회참여와 정치참여로 구분한다. 사회참여의 경우에는 특정한 문제·이슈 혹은 단체의 목적을 이루기 위해 참여하는 것으로 판단하여, 사익·공익을 추구하는 단체나 조직을 포괄하기 위해 사회참여 여부(문화모임, 사회단체, 지역단체)를 측정지표로 활용하고, 정치참여의 경우 주민 본인의 가치와 신념을 대변할 수 있는 투표참여 여부(대선, 총선, 지방선거 여부)를 측정지표로 활용하려고 한다.

3) 호혜성

호혜성이라 함은 다양한 교환형태의 스펙트럼 상에 있는 모든 교환을 포괄한다(Sahlins, 1972; 류태건, 2014). 이에 따라, 교환에서 보답의 즉각성과 등가성, 그리고 물질적․비감성적 성격을 기준으로하여 스펙트럼의 양극단과 중간점을 취해, 호혜성은 ‘포괄적(generalized) 호혜성’, ‘균형적(balanced) 호혜성’ 및 ‘부정적(negative) 호혜성’의 3가지 유형으로 구분할 수 있다2)(류태건, 2014: 472). 한편, Keohane(1986)은 호혜성을 “선은 선으로 악은 악으로 되갚는 방식으로, 각 당사자의 행위는 상대방의 사전 행위를 조건부로 하는 대략적인 등가물의 교환들”이라고 규정하여, 핵심은 조건성(contingency)과 등가성(equivalence)임을 주장하였다(류태건, 2014).

우리가 사회자본이나 삶의 질에서 활용하는 호혜성은 상대방이 시간이 지나더라도 비용과 혜택을 동일하게 교환할 것이라고 생각하여 초기에 불평등한 비용도 부담하는 것을 의미한다(Ring & Van de Ven, 1994, 최예나·김이수, 2015). 이는 호혜를 베풀었을 때 보답의 즉각성보다는 등가성과 함께 포괄적 호혜성의 이타심이 발현되는 것이라고 할 수 있다.

사람들 사이에서 신뢰와 협력의 기반이 되는 호혜성은 상황의존적 특성을 가지며, 도덕적 의무에 관한 사회적 이해(sociological understanding of obligation)에 근간을 둔다(Axelrod, 1984; Ostrom, 1990; Powell, 1990; 최예나·김이수, 2015). 즉, 호혜성은 타인을 위해 자기이익을 추구하는 권리를 포기하는 상호성(mutuality)이라고 할 수 있으며(Powell 1990: 303), 자금, 기술 등 자원이 희소할 때 나타난다고 할 수 있다. Leung et al.(2010)은 어두운 길을 걸을 때의 안전함, 이웃 및 타인에 대한 신뢰감으로 호혜성(상호보완성)을 측정한 바 있는데, 호혜성이 삶의 질에 유의미한 영향을 갖고 있음을 밝혔다. 최예나·김이수(2015)의 경우 호혜성을 ‘이웃 간의 도움을 주고 받은 경험’인 집안일, 금전대여, 이야기상대로 측정하여 재정적인 도움을 받을 수 있는 이웃과 이야기 상대로 도움을 받을 수 있는 이웃이 삶의 질에 유의미한 영향을 미친다고 하였다.

본 연구에서는 호혜성 측정을 위해서 선행연구를 기반으로 설문 문항에서 도출할 수 있는 이웃과의 도움을 주고 받은 경험인 ‘말벗 경험’, ‘자녀돌봄 경험’, ‘금전대여 경험’을 활용하려고 한다.

3. 선행연구 분석

삶의 질은 여러 분야에서 연구가 되었으며, 현재도 지속적으로 연구가 되고 있다. 즉, 삶의 질에 한 연구는 다양한 주제로 연구되고 있다(고명철·최상옥, 2012; 김창진 외 2018). 이를 크게 분류해본다면, 양·질적 요인 등을 활용하여 결정요인을 탐색하는 연구(Evans, 1994; Michalos & Zumbo, 1999; Smith et al, 2004; 하혜수, 1996; 이태종·송건섭, 2001; 김도엽, 2001; 고명철, 2013), 삶의 질을 정한 뒤 비교분석하는 연구(Naroll, 1983; Veenhoven, 1999; 최준호, 2001; 오영석·이곤수, 2006; 안지민·최외출, 2001; 송건섭, 2008)로 분류될 수 있다. 또한, 삶의 질 향상이라는 정책목표와 관련된 정책수단들을 연구한 것들도 존재한다(Weitz-Shapiro & Winters, 2008; 김도희, 2002; 정준금·김도희, 2008; 이지은·이재완, 2014 재인용).

이 중 본 연구와 연관이 있는 선행연구들을 살펴보면, 먼저, 소득이 삶의 질에 미치는 영향에 대한 연구들이 있다(Easterlin, 1974; Clark et al; 2008; Deaton, 2008; Di tella & MacCulloch, 2008; Stevenson & Wolfers, 2013; 구교준 외, 2014; 박정인·박민근, 2017)

앞서 이론적 배경에서 언급한 Eastrelin(1974)의 연구는 경제적 안정, 소득의 증가가 인간의 삶의 질과 사회의 행복을 향상시키는 지에 대한 의문을 제기하며, 1945-1970년의 소득 자료를 통해 미국인 소득이 25년 만에 2배 이상 증가했어도 주관적 삶의 만족도는 변하지 않았다는 것을 밝히며, 일정 기간이 지나면 경제성장이 소득뿐만 아니라 행복의 기준도 같이 높이기 때문에 소득 증가가 행복에 미치는 영향을 상쇄한다고 이야기한다(김창진 외, 2018).

Clark et al(2008)은 ‘Easterlin 역설’을 중심으로 소득의 상대적인 특성이 주관적 삶의 만족도의 결정요인으로 중요하다는 점을 주장하였다. 이를 위해 효용 함수를 활용하여 상대소득의 특성과 주관적 삶의 질에 대해 분석하였고, 이를 통해 개인의 삶의 질 수준은 자기 자신의 소득이나 이를 통한 소비활동뿐만 아니라 과거의 자신의 소득, 남과의 비교 등 소득의 상대적 위치에 따라 중요한 영향을 받는다고 하였다.

Deaton(2008)은 1인당 GDP와 주관적 삶의 질 사이의 관계를 밝히기 위해 Gallup World Poll의 자료를 활용하여 선형로그관계가 있다는 것을 밝혔으며, Di tella & MacCulloch(2008)은 1975-1997년의 기간 동안 OECD국가 12개국을 대상으로 주민 40만 명에게 설문지를 배포한 뒤, 실증 분석하여 인간의 삶의 질에 가장 큰 기여를 하는 것은 경제적 요인, 소득이라는 것을 주장하였다. Stevenson & Wolfers(2013)는 Gallup World poll, World Value Survey 등의 자료를 활용하여 소득과 주관적 삶의 질 간의 관계를 분석하였고, 연구 결과 소득이 증가할수록 주관적 삶의 만족이 높아졌으며, 소득이 높은 국가일수록 주관적 삶의 만족이 더 높은 것을 밝혔다.

구교준 외(2014)는 소득이 삶의 질에 미치는 영향에 대해 ‘Easterlin의 역설’을 중심으로 연구하였다. 특히, Sen이 제시한 삶의 역량 개념을 교육과 자유로 나누어 조작화한 뒤 이들을 조절변수로 활용해 삶의 역량과 소득이 삶의 질에 미치는 영향을 밝혔다. 연구 결과 소득과 삶의 질 간의 관계는 삶의 역량의 수준에 의해 크게 영향 받는 것을 밝혔으며, Easterlin 역설은 삶의 역량이 가지는 조절변수로서의 역할을 통해 이해될 수 있다고 하였다(구교준 외, 2014).

박정인·박민근(2017)의 경우도 ‘Easterlin의 역설’에 대해 실증을 시도하여, 기존의 논쟁 및 선행연구들을 분석하면서, 경제적 안정과 삶의 질, 주관적인 행복과의 연관성을 찾으려 하였다. 분석 결과, 소득이 증가하면 주관적 삶의 질과 감정적 행복은 상승하는 것으로 나타났다.

그 다음 소득이 사회자본(주민참여, 사회적 네트워크 등)에 미치는 영향을 밝힌 연구들로는 Dalton(2002), Jacobs & Skocpol(2005), 현승숙·금현섭(2011), 탁장한(2017)이 있다. Dalton(2002)은 정치참여에 영향을 미치는 요인으로 사회적인 지위가 높은 사람들, 쉽게 말해서 소득의 수준이 높고, 학력의 수준 또한 높은 사람들이 그 열위에 있는 사람들보다 상대적으로 정치참여에 더 적극적이라고 주장했다(Dalton, 2002, 김창진 외 2018).

Jacobs & Skocpol(2005)은 미국의 정치과정에 있어 소득계층 10%의 부유층의 의견과 이익이 그 외의 소득계층보다 더 반영되고 있음을 제시하였다. 또한, 소득에 따라서 참여에 필요한 자원의 소유가 달라지기 때문에 상대적으로 고소득층이 자발적 결사체에 손쉽게 참여할 수 있다고 하였으며, 나아가 자발적 결사체를 통해 사회참여를 용이하게 할 수 있다고 한다(Jacobs, & Skocpol, 2005; Solt, 2008).

현승숙·금현섭(2011)은 지역 내 소득불평등도에 따른 주민참여 정도에 관한 연구로 주민 개인적 범위를 넘어 집합적 범위에서 소득불평등도에 따라 주민참여 정도가 어떻게 영향을 받는 지 살펴보았다. 아울러, 주민참여를 정치참여, 사회참여로 세분화하여 두 변수들 간에도 어떤 것이 더 우선적이고 영향을 미치는 지 살펴보았다. 분석 결과 소득불평등은 지방선거 투표율, 봉사단체 수에 긍정적인 효과가 있었고, 사회참여는 지방선거 투표율과 긍정적 관계를 밝혀냈다.

탁장한(2017)의 경우 소득계층에서 빈곤층을 중심으로 주민참여 의지를 살펴보았다. 이를 위해 소득, 주민참여뿐만 아니라 사회적 네트워크에서 도출된 동네애착과 이웃유대의 변수를 활용하여, 주민참여의지가 어떻게 영향을 받는지 검증하였다. 연구 결과, 빈곤층일수록 주민참여 의지가 저조함을 밝혔으며, 이를 개선하기 위해 이웃유대 및 동네애착의 제고를 통해 주민참여 의지를 강화할 수 있다고 하였다.

마지막으로는 사회자본(주민참여, 사회적 네트워크 등)이 삶의 질에 미치는 영향을 밝힌 연구(박희봉·이희창, 2005; 송진영, 2013; 염동문 외, 2013; 최예나·김이수, 2015; 김창진 외 2018)들이 있다. 박희봉·이희창(2005)은 삶의 질에 영향을 미치는 영향요인에 대해서 분석하였는데, 경제·사회적 요인뿐만 아니라 사회자본 요인을 가지고 회귀분석을 하였다. 연구 결과 개인의 삶의 질에 있어서 경제·사회적 요인뿐만 아니라 사회자본의 요인도 영향을 미치고 있었으며, 두 요인이 결합될 때 더욱 큰 영향을 미치는 것으로 파악하여 사회자본의 요인의 중요성을 확인하였다.

송진영(2013)은 생활만족도에 있어서 사회단체 참여와 나눔 활동이 어떤 영향을 미치는 지 살펴보았으며, 이에 신뢰가 매개효과로써 어떤 영향을 미치는 지 분석하였다. 연구 결과 삶의 질에 있어서 사회단체 참여와 신뢰 등이 중요하다는 것을 역설하였다.

염동문 외(2013)은 장애인 근로자를 초점으로 사회적 네트워크와 삶의 질의 영향 관계를 밝혔다. 아울러 직무만족의 매개효과를 탐색하였다. 분석결과 장애인 근로자의 사회적 네트워크가 높을수록 삶의 질이 높게 나타났고, 직무만족은 정의 매개효과(+)를 주고 있다는 것을 밝혔다.

최예나·김이수(2015)는 사회자본이 주민행복에 미치는 영향을 검증하고, 공동체의식이 이 두 변수 간에 어떤 조절효과를 가지는 지 살펴보았다. 전라북도 중심으로 실증 분석을 진행하였으며 연구 결과 행복에 영향을 미치는 사회자본으로는 참여(단체활동, 봉사활동, 기부)와 호혜성(재정적 도움, 이야기 가능한 이웃), 그리고 공동체의식 중 도민의 자부심이었으며, 신뢰는 유의미하지 않았다는 것을 밝혔다.

김창진 외(2018)은 지방자치 시대의 지역주민의 삶의 질에 있어서 주민참여의 영향정도를 분석하는 목적으로 경기도 주민을 대상으로 소득계층에 따라 삶의 질의 영향 정도를 측정하였다. 아울러, 주민참여를 매개변수로 하여 소득계층과 삶의 질에 있어 주민참여는 어떤 매개효과를 미치는 지 살펴보았다. 분석 결과, 주민참여는 삶의 질에 있어 긍정적 효과를 주고 있었으며, 소득과 삶의 질에 있어 정의 매개효과(+)를 미치고 있다는 것도 밝혔다.

그 외에도 삶의 질에 대한 많은 연구에서 사회자본(주민참여, 사회적 네트워크)을 수단, 통제변수로 활용하고 있는데(하혜수, 1996; 이태종・송건섭, 2001; weitz-shapiro & winters 2008, 김창진 외, 2018), 이는 각각의 연구 목적에 따라서 다양한 사회자본을 어떻게 정의하고, 대상(청년층, 노년층 등)을 누구로 하며, 수단(사업별, 전략별) 및 유형을 어떻게 분류하는 지에 따라 소득과 사회자본, 그리고 삶의 질에 대해 여러 연구들이 존재한다고 할 수 있다.

본 연구는 위와 같은 기존의 선행연구들을 배경으로 경기도민의 소득과 삶의 질의 관계에 있어서 사회자본의 핵심요소인 주민참여(정치참여, 사회참여)와 사회적 네트워크 그리고 호혜성이 각각 어떤 매개효과를 나타내는 지 살펴보려고 한다. 특히, 기존의 선행연구들에서도 도출되었듯이 삶의 질에 있어서 사회자본의 중요성은 지속적으로 강조되고 있어 본 연구에서도 사회자본의 핵심요소들을 활용한다. 한편, 기존의 연구들은 사회자본 요인에 있어서 대부분 하나의 요인만을 활용하여 삶의 질에 있어서 사회자본의 영향을 검증하고, 연구의 목적과 함의를 도출하는데, 본 연구에서는 선행연구와 달리 사회자본의 요인들 중 주민참여(정치참여, 사회참여)와 사회적 네트워크, 호혜성을 각각 구분하여, 소득과 삶의 질에 있어 어떤 것이 더 매개효과가 강한지 비교하고 살펴봄으로써, 향후 실질적인 경기도민의 삶의 질 향상에 있어 각 사회자본 요소들의 우선순위를 파악할 수 있다.

아울러, 이를 바탕으로 삶의 질 향상에 있어서 사회자본의 우선순위와 중요성을 제시하고, 그에 따른 구체적인 정책적 시사점을 제시함에 따라 차별성이 있다고 할 수 있다. 다음의 <표 1>은 선행연구들을 정리하여 보여준다.

선행연구 정리


Ⅲ. 연구 방법 및 분석틀

1. 연구모형 및 가설 설정

본 연구는 경기도민의 소득이 삶의 질에 미치는 영향에 있어서 매개변수인 사회자본의 주민참여(정치참여, 사회참여)와 사회적 네트워크, 호혜성은 각각 어떤 매개효과를 나타내는지 살펴본다. 연구모형을 제시하면 다음 <그림 1>과 같다.

<그림 1>

연구 분석틀

기존의 이론적 배경과 선행연구에 따라서 소득은 삶의 질에 있어서 정(+)의 영향(Clark et al; 2008; Deaton, 2008; Di tella & MacCulloch, 2008; Stevenson & Wolfers, 2013; 구교준 외, 2014; 박정인·박민근, 2017)을 미칠 것으로 판단함에 따라 연구가설 1을 설정하였으며, 각각의 사회자본(사회적 네트워크, 주민참여, 호혜성)도 모두 삶의 질에 있어서 정(+)의 영향(하혜수, 1996; 박희봉·이희창, 2005; 이태종・송건섭, 2001; weitz-shapiro & winters 2008) 및 사회적 네트워크의 긍정적인 매개효과(송진영, 2013; 염동문 외, 2013), 주민참여의 긍정적인 매개효과(김창진 외, 2018), 호혜성의 긍정적인 매개효과(Leung et al, 2010; 최이나·김이수, 2015)를 밝힌 연구들을 바탕으로 다음과 같이 연구가설 2-5를 설정하였다.

  • 연구가설 1. 소득은 삶의 질에 긍정적인 영향을 미칠 것이다.
  • 연구가설 2. 사회적 네트워크는 소득과 삶의 질에 있어 긍정적인 매개효과를 나타낼 것이다.
  • 연구가설 3. 정치참여는 소득과 삶의 질에 있어 긍정적인 매개효과를 나타낼 것이다.
  • 연구가설 4. 사회참여는 소득과 삶의 질에 있어 긍정적인 매개효과를 나타낼 것이다.
  • 연구가설 5. 호혜성은 소득과 삶의 질에 있어 긍정적인 매개효과를 나타낼 것이다.

2. 연구대상 및 자료수집 방법

연구의 분석대상과 데이터는 2016년 경기연구원에서 실시한 ‘경기도민 삶의 질 조사’ 의 데이터를 활용한다. 이 데이터를 활용하는 이유는 실질적인 경기도민의 삶의 질 수준을 직접 확인하기 위해 다양한 측면에서 경기도민의 생활상을 파악하였고, 그 결과에 근거하여 상향식 정책수립을 위한 기초자료로 제공할 수 있기에 의의가 있어 활용하였다(이병호·손웅비, 2017; 김창진 외, 2018). 또, 경기도민 삶의 질에 관한 연구 활성화를 장려하기 위해 실제 일반연구자와 학문후속세대에게 데이터를 공개하였으며, 향후 패널조사(panel survey)가 될 수 있게 자료를 설계했다는 점에서 앞으로 실제 경기도민의 삶의 질과 소득 그리고 사회자본에 있어 지속적으로 그 관계와 영향력을 추적할 수 있기 때문에 활용하기로 하였다(김창진 외, 2018).

표본은 경기도 31개 시·군에 거주하고 있는 만 19세 이상의 2만 가구이다. 조사 방법은 현장방문 면대면 면접조사로 자기 기입식 및 면접원 기입식을 병행하였고, 가족여부와 무관하게 가구에 상주하는 가구원 1명을 조사하였다. 국적이 한국이 아닌 사람과 조사가 원칙적으로 불가능한 사람, 군 입대, 해외장 기출장자, 기숙사 거주자, 재소자, 유학중인 자, 외국인(한국 국적이 없는 자) 등은 조사대상에 제외하였으며, 본 연구에서의 분석 표본 수는 20,000개이다.

3. 측정도구

1) 종속변수 : 삶의 질

종속변수인 삶의 질은 데이터의 ‘삶의 질 만족도’의 5가지 문항으로 구성하였다. 구체적으로 ‘전반적 삶의 만족도’, ‘이상적 삶과의 일치도’라는 문항과 대상자 평소에 삶에서 느끼는 감정을 측정하기 위한 ‘일상에서 느낀 감정(행복/기쁨)’, ‘일상에서 느낀 감정(안정/평온)’, ‘일상에서 느낀 감정(성취/실현)’의 문항으로 구성하였다. ‘전반적 삶의 만족도’와 ‘이상적 삶과의 일치도’의 문항은 5점 척도(① 전혀 그렇지 않다 ~ ⑤ 매우 그렇다)로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 삶의 질이 높다는 것을 의미한다. 그리고 ‘일상에서 느낀 감정’의 문항은 각각 4점 척도로 (① 거의 느끼지 않았다 ~ ④ 자주 느꼈다)로 구성되어 앞의 문항과 유사하게 점수가 높을수록 삶의 질이 높음을 의미한다. 본 연구에서 삶의 질의 신뢰도(Cronbach’s α)값은 0.794이다.

2) 독립변수 : 소득

독립변수인 소득의 경우 데이터의 ‘소득’에 관한 4가지의 문항으로 구성하였다. 기존의 선행연구들을 배경으로 본 데이터에서 경기도민의 소득을 측정할 수 있는 ‘월평균 가구 소득’, ‘월평균 가구 지출’, ‘최소한의 생활비’, ‘적정 생활비’의 문항을 활용3)하였다. 본 문항은 전부 응답자가 직접 서술하는 방식으로 측정되었고, 단위는 만 원 단위이다. 다만, 분석에 있어서는 측정의 단위가 크기 때문에 Log를 취하여 활용하였다. 본 문항의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .949이다.

3) 매개변수 : 주민참여, 사회적 네트워크, 호혜성

주민참여는 기존의 이론적 배경을 배경으로 하여 정치참여와 사회참여로 나누었다. 사회참여의 경우 ‘사회단체’, ‘지역단체’, ‘문화모임’의 참여 경험을 묻는 문항으로 측정하였다. 사회단체에 대한 세부적인 구분으로는 환경, 인권단체, 자원봉사를 포함하며, 지역단체는 주민자치위원회, 아파트주민단체, 지역협동조합 등으로 이루어져있고, 문화모임은 지역의 예술동호회, 예술단체 등으로 이루어져있다. 각 문항의 응답은 이분형 응답(1=불참, 2=참여)을 통해 측정하였으며, 이들 변수는 분석의 용이성을 위해 더미변수 형태로 재코딩(참여경험이 있다=1, 없다=0)하여 측정하였다(김창진 외, 2018). 다만, 사회참여의 신뢰도(Cronbach’s α) 값은 .477의 값이 나타났는데, 기준인 .6보다 다소 낮은 신뢰도 값을 가지고 있어, 사회참여의 경우 해석 상 주의해야 할 것으로 판단한다.

그 다음 정치참여의 경우 2016년을 기준으로, ‘2012년 대선 투표여부’, ‘2014년 지방선거 투표여부’, ‘2016년 국회의원 투표 여부’를 묻는 문항으로 구성하였다. 사회단체와 유사하게 각 문항은 이분형 응답(1=투표함, 2=투표하지 않음)이며, 분석을 위해 더미변수로 재코딩(투표함=1, 투표하지 않았다=0)하였다. 본 연구에서 정치참여의 신뢰도(Cronbach’s α) 값은 .688으로 적절한 값이 나타났다.

그리고 사회적 네트워크는 사회적 관계의 여부로 측정하였다. 사회적 관계 여부는 조사대상자가 얼마나 주변 이웃과 관계가 있는 지를 묻는 항목으로 ‘이웃들과의 관계(도움 받음)’, ‘이웃들과의 관계(도와줌)’, ‘이웃들과의 관계(신뢰함)’ 등 3개의 문항으로 측정하였다. 각 문항은 4점 척도(① 전혀 그렇지 않다 ~ ④ 매우 그렇다)로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 사회적 관계가 좋다는 것을 의미한다. 이 요인의 신뢰도(Cronbach’s α) 값은 .845이다.

마지막으로 호혜성의 문항은 다음과 같다. 호혜성은 최예나·김이수(2015)의 선행연구를 바탕으로 조사대상자가 얼마나 이웃과의 도움을 주고 받는 지를 측정한 문항인 ‘이웃에게 도움을 요청함(말벗 경험, 자녀 돌봄 경험, 금전 대여 경험)’의 3개의 문항으로 측정하였다. 각 문항은 4점 척도(① 도움을 요청하지 않았다 ~ ④ 경험하지 않았다)로 구성되어 있으며, 분석을 위해서 재코딩(경험하지 않았다=1 ~ 요청해 도움을 받았다=4)하였다. 호혜성 문항의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .558로 .6보다는 다소 낮아 해석상 주의가 필요할 것으로 판단한다.

다음의 <표 2>가 본 연구에서 활용하는 측정 변수들을 정리한 표이다.

측정 변수

4) 자료 분석 방법

본 연구에서는 자료 분석을 위해 SPSS 25.0 통계프로그램을 활용하여, 주요 변수들의 빈도와 평균, 표준편차 등 일반적인 특성을 분석하여 정리하였으며, 분석에 활용하려는 요인들에 대해서는 요인분석 및 신뢰도 분석을 수행하였다.

그 다음 연구의 목적인 삶의 질에 있어 소득, 사회자본 요인의 직접효과와 매개효과를 밝히기 위해 AMOS 24.0 프로그램의 구조방정식을 활용하여 각각의 효과들을 검증하였다. 아울러, 매개효과의 검증 및 비교를 위해서 매개요인(사회적 네트워크, 사회참여, 정치참여, 호혜성)에 따라 각각의 모형을 4개로 분류하여 분석하려고 한다. 이렇게 하는 이유는 구조방정식은 여러 독립변수와 매개변수를 모형에 한번에 투입할 수 있는 장점이 있으나, 잠재변수가 오히려 많아지게 되면 모수가 늘어나게 되어 모형 적합도가 떨어질 수도 있기 때문이다. 한편, 보다 정확히 추정하려고하는 잠재변수와 주요 변수 간의 설명력이 타 잠재변수에 영향을 받을 가능성이 있기 때문에 본 연구에서는 매개변수 별로 정확한 추정치와 모형의 적합도를 위해 각각 분류하여 분석하려고 한다.


Ⅳ. 연구 결과

1. 주요 변수들의 기술통계 및 상관관계

삶의 질의 일반적인 특성

종속변수인 삶의 질부터 살펴보면, 5점 척도로 구성된 문항인 ‘전반적인 삶의 만족도’와 ‘이상적인 삶과의 일치도’의 평균은 각각 3.52(표준편차 .713), 3.26(표준편차 .773)의 값이 나타났다. 그리고 4점 척도로 구성된 개인이 평소의 삶에서 느끼는 감정을 측정한 ‘일상에서 느낀 감정’의 문항에서는 ‘행복/기쁨’과 ‘안정/평온’이 각각 2.99(표준편차 .570), 2.98(표준편차 .627)로 비슷한 값을 보이고 있으나 ‘성취/실현’의 응답은 평균 2.69(표준편차 .703)의 값으로 상대적으로 낮은 값을 보여주고 있다. 이는 본 연구의 대상자들은 전반적으로 삶의 만족도에 대해 보통 수준 이상으로 만족하고 있다고 이야기할 수 있으나 ‘성취/실현’의 측면에서는 상대적으로 낮은 만족도를 가지고 있다고 할 수 있다.

독립변수인 소득의 경우에는 다음과 같다. ‘월평균가구소득’의 경우 최소 30만 원부터 최대 4,500만 원까지 응답이 있으며, 평균은 342.71(표준편차 169.76)이었다. ‘월평균가구지출’은 최소 20만 원에서 최대 3,500만 원까지의 응답이 있었으며, 평균은 260.26(표준편차 130.7)이었다. 그리고 ‘최소생활비’의 평균은 198.47(표준편차 94.05)에 응답은 최소 10만 원에서 최대 1000만 원까지 응답이 있었으며, ‘적정생활비’도 최소 20만 원에서 최대 1300만 원까지의 응답에 평균은 251.69(표준편차 109.12)였다. 이를 통해 경기도민은 대부분 200만원에서 300만원 대의 소득과 지출을 가지고 있다고 할 수 있다.

그 다음 사회적 네트워크는 ‘이웃들과의 관계’라는 3개의 문항(‘도움 받음’, ‘도와줌’, ‘신뢰함’의 정도 측정)으로 구성되어 있으며, 4점 척도로 측정되었다. 각 문항의 평균을 살펴보면, ‘도움 받음’이 2.53(표준편차 .779), ‘도와줌’이 2.49(표준편차 .824), ‘신뢰함’이 2.76(표준편차 .776)의 값을 나타내었다.

마지막으로 호혜성의 경우 ‘이웃에게 도움을 요청함’이라는 3개의 문항(‘말벗 경험’, ‘자녀돌봄 경험’, ‘금전대여 경험’)으로 구성되어 4점 척도로 측정되었다. 각 문항의 평균을 살펴보면, ‘말벗 경험’이 1.80(표준편차 1.259), ‘자녀돌봄 경험’이 1.36(표준편차 .898), ‘금전대여 경험’이 1.43(표준편차 .849)으로 대체로 모두 이웃에 도움을 받았거나 교류한 경험이 다소 적다고 할 수 있다.

사회 및 정치참여의 일반적 특성

위의 <표 4>는 정치참여와 사회참여의 빈도분석결과로 정치참여의 경우부터 살펴보면, ‘대선’의 경우 17,775명(88.9%)으로 응답자 대다수가 투표에 참여하고 있다고 할 수 있으며, ‘총선’과 ‘지방선거’의 경우에도 15,998(80.0%)명 15,269(76.3%)으로 대다수의 경기도민은 투표에 참여하고 있다고 할 수 있다.

사회참여의 경우 사회단체 참여 경험은 불참이 18,654명(93.3%)로 참여의 1,346명(6.7%)보다 압도적으로 많을 것을 볼 수 있으며, 지역단체 참여 경험 또한 참여가 2,701(13.5%)으로 낮은 참여율을 보여주고 있었다. 아울러, 문화모임도 참여한다는 응답이 920명(4.6%)으로 대부분 사회참여에 있어서는 저조한 참여를 나타내고 있다고 할 수 있다.

종합하면, 경기도민은 정치참여의 경우에는 대다수가 투표에 참여하고 있어 높은 정치참여를 보여주고 있다고 할 수 있으나, 사회참여의 경우에는 대다수가 참여 경험이 없고, 불참이 많아 저조한 사회참여 나타내고 있다고 할 수 있다.

사회적 네트워크의 일반적인 특성

위의 <표 5>는 사회적 네트워크의 일반적인 특성으로 실제 경기도민은 이웃과의 관계에 있어서 각각의 문항에 대해 어떤 응답을 보였는지 응답빈도를 보여준다. 대부분의 문항에서 ‘그렇다’라는 응답이 가장 많은 것으로 보아 경기도민은 이웃과의 관계에 있어서 어느 정도 좋다고 할 수 있다.

마지막으로 변수들의 다중공선성을 점검하기 위해서 총 21개 문항에 대해 상관분석을 실시하였다. 소득을 측정하기 위한 ‘월평균가구소득’과 ‘월평균가구지출’의 값(.917)과, ‘최소생활비’와 ‘적정생활비’의 값(.937)을 제외하고는 모든 변수들의 간의 상관계수 절대값이 .8이하로 나타났다.

소득과 사회적 네트워크, 호혜성의 문항들은 부(-)의 관계가 나타났으며, 그 외의 대부분의 변수들은 정(+)의 상관관계가 유의미하게 나타났다. 이에 따라 소득의 경우에는 사회적 네트워크나 호혜성에 있어서 부정적인 영향을 미칠 것으로 예상되고, 그 외 대부분의 주요 요인들은 삶의 질에 있어서 정적인 영향을 미칠 것으로 보인다. 상관관계에 대한 결과는 연구의 편의상 부록의 표로 제시하였다.

2. 주요 변수에 대한 요인분석

본 연구의 목적인 삶의 질에 대한 영향력에 있어서 소득과 주민참여(정치참여, 사회참여) 그리고 사회적 네트워크 및 호혜성의 요인을 분석을 하기 위해 요인분석을 실시하였다. 그에 대한 요인분석의 결과는 아래의 <표 6>와 같다.

요인분석 결과

본 연구에서 활용된 측정문항 21개의 요인적재량을 고려하여, 각 문항의 요인적재량이 0.6이상을 나타내는 경우 하나의 요인으로 판단하였다. 이에 따라 총 6개의 요인(삶의 질, 소득, 사회적 네트워크, 사회참여, 정치참여)으로 분류되고 있음을 확인할 수 있다. 아울러, 누적 설명력(66.477), KMO 값(.756), Bartlett의 검정 결과(p<0.01)도 적절하여 요인 분석에 따라 묶인 요인들을 분석에 활용할 수 있을 것으로 판단한다.

총 21개 문항의 신뢰도는 .712으로 적절한 신뢰도를 가지고 있고, 그 외 나머지 요인들의 신뢰도는 모두 .6이상으로 적절하다 할 수 있다. 다만, 앞서 측정 변수의 설명에서 언급했듯이, 사회참여 요인의 신뢰도가 .477, 호혜성의 신뢰도가 .558으로 다소 낮은 값이 나타남에 따라서 사회참여 및 호혜성에 관련된 분석 결과들은 해석 상 주의가 필요할 것으로 판단된다.

3. 구조방정식 분석 결과

소득과 삶의 질의 관계에 있어서 매개요인의 효과를 검증하기 위해 구조방정식 분석을 실시하였다. 먼저, 아래의 <표 7>는 분석 모형들에 대한 모형 적합도를 나타낸다.

구조방정식 분석모형의 적합도

각 모형의 적합도 검증 결과, 모형 1의 x2값은 1868.133이며, GFI가 .985, CFI는 .987, RMR의 값은 .012 RMSEA의 값도 .043으로 나타나 연구모형과 분석자료가 적절한 것으로 판단된다. 모형 2, 3, 4의 경우에도 모형 1과 유사한 값을 가지기에 적합도가 적절한 것으로 판단된다. 아울러, 각 모형의 표본 및 자유도가 동일하고, 모형적합도 값도 유사하기 때문에 비교가 가능할 것으로 판단된다.

각 연구 모형의 적합성이 검증됨에 따라 연구모형을 통해 각 변수들 간의 관계를 파악하였다. 다음의 <그림 2>는 각 모형에 따른 주요 변수들에 대한 구조방정식 결과의 표준화계수를 나타내었다. 살펴보면, 앞서 상관관계에서 예상한바 대부분의 변수(소득, 정치참여, 사회참여, 사회적 네트워크)는 삶의 질에 정(+)의 영향을 미치고 있었다.

<그림 2>

각 구조방정식 모형의 추정계수** p<0.05, *** p<0.01주 : 표준화 계수

각 모형을 살펴보면, 소득의 경우 모든 모형에서 삶의 질에 정(+)적으로 유의한 영향을 미치고 있다. 아울러, 매개변수에는 사회적 네트워크를 제외하고 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 다만, 정치참여(.036)에는 정(+)적인 효과, 사회참여(-.031)와 호혜성(-.044)은 부(-)적인 효과로 나타났다.

그 다음 매개변수인 정치참여(.153), 사회참여(.126), 사회적 네트워크(.125)는 모두 삶의 질에 있어서 직접적인 정(+)의 효과를 가지고 있었다. 이 중에서도 정치참여가 다른 매개변수들보다 삶의 질에 있어서 더 강한 영향력(.153)을 미치는 것으로 나타났다. 한편, 호혜성의 경우에는 삶의 질에 있어서 부(-)적인 효과(-.073)를 나타내고 있었다. 다음의 <표 8>은 위의 구조방정식 추정계수를 종합하여 정리한 결과이다.

구조방정식의 분석결과

종합하면, 소득은 사회적 네트워크(p>0.1)에 유의하지 않은 결과가 나타났으나, 사회참여(p<0.01)와 정치참여(p<0.01), 호혜성(p<0.01)에는 유의한 결과를 나타났다. 또한, 본 연구의 매개변수로 상정한 사회자본의 ‘사회적 네트워크’, ‘사회참여’, ‘정치참여’, ‘호혜성’은 각각 삶의 질에 직접적인 효과(p<0.01)를 주는 것으로 나타났다.

이를 토대로 연구의 목적이었던 소득과 삶의 질의 관계에 있어서 각각의 매개효과를 살펴보려 하였지만, 소득이 사회적 네트워크에는 직접적으로 유의미한 효과를 가지고 있지 않아, 모형 3의 경우 매개효과를 살펴볼 수가 없었다.

따라서 매개효과를 살펴보기 위해서는 정치참여와 사회참여, 그리고 호혜성을 활용한 모형을 선택하였다. 또한, 나머지 요인들은 소득과 함께 삶의 질에 직접적인 영향을 미치고 있기에 직접적인 효과를 비교할 수 있었다.

이에 따라, 소득, 정치참여, 사회참여, 호혜성, 사회적 네트워크가 삶의 질에 미치는 직접효과를 비교한 결과와 함께 소득과 삶의 질의 관계에 있어서 정치참여, 사회참여 및 호혜성의 매개효과 결과는 다음의 <표 9>와 같다.

직접효과 비교 및 매개효과 결과

먼저, 직접효과를 살펴보면, 삶의 질에 있어서 가장 강력한 영향력을 미치는 것은 소득(.245)이었다. 모형 1에서도 .239, 모형 2에서도 .249로 유사한 표준화 계수를 나타내고 있었으며, 가장 강력한 정(+)의 영향력을 미치고 있는 것으로 나타났다. 사회자본 요인들 중에서는 정치참여(.153)가 삶의 질에 있어서 정(+)의 영향을 가장 많이 미치고 있다고 할 수 있다. 그 다음, 사회적 네트워크(.125)와 사회참여(.126)는 삶의 질에 있어서 정(+)적인 효과를 유사하게 보이고 있었으며, 한편, 호혜성의 경우에는 -.073으로 삶의 질에 부(-)적인 직접효과를 보이고 있다.

그 다음 매개효과로는 정치참여의 경우 .0055로 소득과 삶의 질의 관계에 있어서 정(+)적인 효과를 보이는 것으로 나타났다. 그리고 호혜성의 경우 소득은 삶의 질에는 정(+)적인 효과와 호혜성에는 부(-)적인 효과를 통계적으로 유의미하게 보이고 있고, 호혜성은 삶의 질에 부(-)적인 효과를 통계적으로 유의미하게 보이고 있어, 매개효과를 구하면 .0032로 정(+)적인 효과를 보이고 있다고 할 수 있다. 한편 사회참여의 경우에는 -.0039의 값으로 부(-)적인 효과를 가지고 있다고 할 수 있다. 다만, 호혜성과 사회참여는 다소 낮은 신뢰도를 가지고 있는 요인이기에 해석 시 주의가 필요할 것으로 판단된다.

마지막으로 사회적 네트워크의 경우에는 부(-)적인 값이 도출되었으나, 통계적으로 유의미하지 않았다. 다음의 <표 10>은 분석 결과에 따른 연구가설의 채택 여부를 정리하여 보여준다.

분석 결과에 따른 연구가설 채택 여부

분석 결과, 본 연구에서 설정한 연구가설 중 가설 1과 가설 3, 가설 5가 채택되었다. 연구가설 1에 따라 소득은 삶의 질에 있어서 긍정적인 영향을 미치고 있다고 할 수 있으며, 연구가설 3과 5에 따라서 정치참여와 호혜성은 소득과 삶의 질에 있어서 긍정적인 영향을 미치고 있다고 이야기 할 수 있다. 아울러, 연구가설 4의 경우에는 기각되었으나 통계적으로 유의미하게 부정적인 효과를 나타내고 있어 사회참여는 소득과 삶의 질에 있어서 부정적인 영향을 미친다고 이야기할 수 있을 것이다.


Ⅴ. 결론 및 정책적 제언

본 연구는 인간의 삶의 질에 있어서 경제적 요인인 소득과 사회자본 요인인 주민참여, 사회적 네트워크, 호혜성이 어떠한 영향을 미치는 지 살펴보고, 아울러, 사회자본 요인이 소득과 삶의 질 간의 관계에 어떤 매개효과를 가지는 지 검증·비교하는데 목적을 두었다. 이를 위해 본 연구에서는 경제적 요인과 사회자본 요인(주민참여, 호혜성, 사회적 네트워크) 그리고 삶의 질 간 기술통계분석과 요인분석을 실시하였다. 그리고 각각의 모형에 따라 직접효과와 매개효과를 살펴보기 위해 구조방정식 분석을 수행하였다. 본 연구 분석 결과에 따라 기존의 논의된 소득과 삶의 질에 대해 긍정적인 효과가 있다는 선행 연구(Deaton, 2008; Di Tella & MacCulloch, 2008; Sacks et al, 2010; Stevenson & Wolfers, 2013; 박정인·박민근, 2017)의 결과를 확인할 수 있었고, 사회자본 요인들이 삶의 질에 있어서 긍정적 영향을 미친다는 선행 연구(강현정, 2009; 이기홍, 2005; 이정규, 2009; 신상식·최수일, 2010; Bjornskov, 2003; Powdthavee, 2008; Mammen et al, 2009; Vemuri et al, 2011)들의 결과도 확인하였다.

연구 결과, 이스털린 가설과 달리 경기도에서는 여전히 소득이 삶의 질에 가장 강력한 직접적인 정(+)의 영향을 미치고 있었다. 이는 연구의 장소(loci)는 다르지만 Deaton(2008)의 연구들을 지지하는 결과이다. 또 Vemuri et al(2011)의 연구처럼 사회자본 요인(정치참여, 주민참여, 사회적 네트워크)들도 삶의 질에 있어서 직접적인 정(+)의 영향을 미치고 있었다. 다만, 기존의 선행연구와 다르게 소득은 사회참여와 호혜성에 부(-)의 영향을 미치고 있었다. 그 다음에 소득을 제외한 사회자본 요인들이 삶의 질에 미치는 직접효과를 비교한 결과, 정치참여가 다른 사회자본 요인들 보다도 가장 강력히 정(+)의 영향을 미치고 있었으며, 사회적 네트워크와 사회참여는 유사한 수치의 정(+)의 영향력, 호혜성의 경우에는 부(-)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

그리고 소득과 삶의 질의 관계에 있어서 사회자본 요인들의 매개효과를 비교한 결과, 정치참여와 호혜성이 정(+)의 매개효과를 가지고 있었고, 이 중 정치참여가 가장 영향력이 높았다. 사회참여의 경우 기존의 선행연구와는 다르게 소득과 삶의 질의 관계에 있어서 부(-)의 매개효과를 나타내었다. 사회적 네트워크의 경우에는 매개효과가 유의미하지 않았다.

정리하면, 본 연구의 연구가설 1, 3, 5는 채택이 되었는데, 이는 소득이 삶의 질에 긍정적인 영향을 미치고 있으며, 정치참여와 호혜성은 소득과 삶의 질에 긍정적인 매개효과를 미치고 있다고 할 수 있다. 연구가설 2의 경우에는 소득이 사회적 네트워크에 유의미하지 않아 매개효과를 분석할 수 없었으며, 연구가설 4의 사회참여는 소득과 삶의 질에 있어서 긍정적인 매개효과가 있는 것이 아니라, 부(-)적인 매개효과를 미치고 있다.

아울러, 삶의 질과 소득에 있어서 사회자본 요인의 영향력에 따른 우선순위는 다음과 같다. 먼저, 직접효과의 비교에서는 정치참여가 가장 우선순위가 높다고 할 수 있으며, 사회참여와 사회적 네트워크는 유사하고, 호혜성의 경우에는 가장 우선순위가 낮다고 할 수 있다. 그 다음 매개효과의 비교에서는 정치참여가 소득과 삶의 질에 있어서 가장 우선되어야 할 것으로 나타났으며, 그 다음으로는 호혜성, 사회참여의 순이라고 할 수 있다.

이러한 분석 결과와 논의에 따라 경기도민의 삶의 질 향상에 있어서 다음과 같은 정책적 함의 및 시사점을 제시할 수 있을 것이다.

먼저, 경기도민의 삶의 질을 향상하기 위해서는 최우선적으로 소득이 중요하다고 이야기할 수 있을 것이다. 이러한 결과는 소득이 삶의 질에 영향이 없다는 ‘이스털린 역설’과는 다른 연구결과라고 할 수 있다. 본 연구에서는 소득이 삶의 질에 있어서 가장 강력한 영향력을 가지고 있음에 따라 경기도에서는 최우선적으로 도민들의 소득 수준을 개선할 수 있는 방안을 강구하고, 이를 토대로 삶의 질을 향상시키는 전략이 여전히 필요하다고 제언할 수 있다.

더불어, 앞서 직접효과 검증에서 사회적 네트워크, 사회참여도 삶의 질에 있어 정(+)적인 효과를 확인하였다. 이에 따라서 실제 주변 이웃과의 관계를 개선할 수 있는 방안들, 우리 지역의 사회단체 및 지역단체의 참여 장려, 지역의 예술동호회, 예술단체의 활성화와 함께 정당활동이나 유사 정치활동에 대해 더 관심을 가질 수 있게 하는 방안들이 필요할 것으로 판단되어진다. 그리고 직접 및 매개효과에서 정치참여는 다른 요인들보다 정(+)의 효과가 가장 강력하기 때문에 삶의 질 향상을 위해 투표를 장려하고, 지속적으로 정치에 관심을 가질 수 있게 해야 할 것으로 판단된다.

경기도에서는 소위 ‘따복공동체’ 사업을 통해 지역공동체 형성 및 활성화에 주력하고 있으며, 경기도시공사에서 ‘도시재생 지원사업’을 전개하고 있다(탁장한, 2017). 아울러, 지역 내에서는 많은 단체들이 활동하고 있다(김창진 외, 2018). 이러한 사업 및 많은 단체들은 사회자본 요인의 활성화 노력으로 해석이 가능한데, 이를 진행함에 있어 경기도의 경우 주민의 실질적인 소득을 개선할 수 있는 토대가 필요하다. 아울러, 경기도민의 저조한 사회단체의 참여율은 2000년도부터 사회 여러 분야에서 강조되어온 ‘시민이 행정의 주인인 시대’(허훈・고재학, 2003: 197), ‘시민 참여 영역의 확장 및 기능과 역할의 확대’(홍성우, 2016: 210)라 할 수 있는 거버넌스의 이념과 반대되는 실제 현상이라고 할 수 있다. 더군다나 호혜성을 측정한 ‘이웃과의 도움 경험’도 저조한 것으로 나타났다. 이에 따라, 경기도에서는 저조한 사회 참여 및 이웃 간의 교류 등의 실태를 파악하여, 도민들이 지역 내 사회단체, 지역단체 및 문화모임 등에 적극 참여할 수 있게 이웃 내 공동체, 교류 등을 활성화 할 수 있는 ‘마을공동체 활성화’, ‘동네축제’, ‘마을동아리·동호회 활성화’ 등의 방안이 필요하다.

마지막으로 본 연구의 주의점과 한계는 다음과 같다. ‘경기도민 삶의 질’ 조사의 데이터를 기준으로 각각의 모형을 통해서 삶의 질에 영향을 미치는 소득 및 사회자본 요인의 직접효과와 매개효과를 검증하고 비교하였지만, 더 엄정한 기준을 가지고 비교하지 못했다. 또한, 개인의 교육수준, 성별, 건강 등 삶의 질에 영향을 미칠 수 있는 인구통계학적인 특성을 고려하지 못한 한계를 가지고 있다. 그리고 사회참여, 호혜성 요인의 경우에 신뢰도가 다소 낮다는 점과 함께 20,000명의 표본 중 사회참여 참여율이 대략 4~10%정도를 가지고 모수의 사회참여 영향력을 검증했다는 것에 한계가 있다. 또한, 지역사회의 참여와 네트워크 형성은 ‘소수 참여자의 적극 참여’로 귀결지을 수 있는 바 참여의 깊이를 활용하여 삶의 질의 변화를 더 명확히 측정하지 못했다는 점이 있다.

아울러, 경기도 내 데이터를 활용하였기에 다른 광역시·도에 적용하기에는 무리가 있으며, 후속 연구에서는 경기도 지역별로 균등한 표본을 추출하여 분석을 하는 등 본 연구의 한계들을 보완하여야 할 것으로 판단된다.

Notes
1) 욜로(YOLO)라는 용어는 2015년 2월, 당시 미국 대통령인 버락 오바마(Barack Obama)에 의해 언급되면서 세계적으로 화제가 되었다(홍지숙·곽재현, 2017: 38). ‘욜로(YOLO)’는 ‘You Only Live Once’의 약어로서 미래 또는 타인을 위해 개개인 자신을 희생하지 않고, 현재 개인의 행복을 우선시하는 성향을 일컫는 말로 쓰이고 있다(양희수·현은정, 2018: 30). 즉, 이는 개인주의적인 경향이 융합된 삶의 질을 표현하는 단어라고 해석할 수 있다.
2) Sahlins(1972)의 정의에 따른 류태건(2014)의 분류에 대한 설명을 살펴보면, 먼저, ‘포괄적 호혜성’이란 편익을 주고받는 거래 선상에서 이타적이라는 평판이 따르는 거래에 해당되는데 “공유”, “친절”, “도움”, “관용”, “노블레스 오블리즈” 등으로 표현된다. 그 다음 ‘균형적 호혜성’은 직접적인 교환과 관련되어 균형적으로, 보답은 수혜물의 인습적인 등가물이고 지체 없이 이루어지는데, “선물교환”, “상환”, “교역”, “매매” 등이 있다. 마지막으로 ‘부정적 호혜성’은 처벌이나 불이익 없이 얻으려는 것과 관련된다고 한다. 이를 나타내는 표현은 “값 후려치기”, “도박”, “속임수”, “절도”, “강탈” 등이다(류태건, 2014).
3) 아울러, 본 연구에서 소득은 직접적으로 관찰이 가능한 관찰변수(observed variable)로 ‘월평균 소득’의 한 문항을 활용할 수 있다. 그렇지만, 원자료에서 ‘소득’을 보다 정확히 측정하기 위해서 4가지의 문항을 활용하였고, ‘소득’이라는 하나의 문항이 가지고 있는 정보만을 가지고 실질적인 소득을 대변하기 보다는 가구의 ‘지출’, ‘생활비’ 등을 통해 더욱 정확하게 측정하고 대변하기 위해서 잠재변수를 활용하였다.

References

  • 강현정(2009). “농촌 여성독거노인의 사회활동과 삶의 만족도”, 『한국사회복지조사연구』, 21: 1~26.
  • 고명철·최상옥(2012). “삶의 질(QoL) 연구의 행정학적 함의와 제언”, 『한국행정학보』, 46(4): 103~126.
  • 고명철(2013). “공공서비스 만족도, 정부성과, 그리고 삶의 질 간 영향관계 분석: 상향확산식 접근을 토대로”, 『한국행정학보』, 47(2): 1~30.
  • 고은주·전승봉(2017). “경기도민의 통근시간과 삶의 질 – 생활시간 및 소득과의 관계를 중심으로 -”, 『GRI연구논총』, 19(3): 25~49.
  • 구교준·임재영·최슬기(2014). “소득과 삶의 역량에 따른 행복 결정요인 연구”, 『한국행정학보』, 48(2): 317~339.
  • 김광웅 외(1991) “국가발전모델연구”, 『21세기위원회 연구보고서』.
  • 김도엽(2001). “지방정부의 ‘삶의 질’ 결정요인에 관한 연구: 부산광역시 자치구‧군을 중심으로”, 『지방정부연구』, 5(2): 81~96.
  • 김미령(2008). “여성노인의 삶의 만족도에 영향을 미치는 성공적 노화의 구성요소”, 『한국노년학』, 28(1): 33~48.
  • 김병록(2011). “사회자본이 주민참여에 미치는 영향: 한・중 지방도시의 비교”, 『지역사회연구』, 19(1): 1~19.
  • 김용학(2004). 『사회연결망 이론』, 박영사.
  • 김은실(2011). “사회적 네트워크가 개인 및 집단 창의성에 미치는 영향: 다수준 접근법을 중심으로”, 『경북대학교 박사학위논문』.
  • 김이수(2016). “지방자치단체 주민들의 주관적 웰빙의 결정요인 연구”, 『한국자치행정학회』, 30(2): 157~180.
  • 김창진·원준희·허훈(2018). “경기도 내 소득계층과 주민참여가 삶의 질에 미치는 영향”, 『한국지방자치학회보』, 30(2): 145~174.
  • 김창진·홍성우(2017). “시민참여 유형에 따른 재난예방활동의 특성 및 정책적 함의”, 『한국거버넌스학회보』, 24(3): 141~170.
  • 김태룡(2006). “시민단체가 사회자본의 형성에 미치는 영향에 관한 연구”, 『한국행정학보』, 40(3): 27~51.
  • 김형국·이상신(2012). “국가자긍심, 사회적 자본, 그리고 풍요인식: 한국인의 삶의 풍요인식 결정요인 연구”, 『한국동북아논총』, 62(0): 293~320.
  • 김흥규‧유현정(2004). “한국 성인의 삶의 질 척도 개발”, 『Andragogy Today: International Journal of Adult & Continuing Education』, 7(3): 65~101.
  • 노은영(2015). “노인의 동아리 활동과 삶의 변화에 대한 질적 사례 연구: 활동이론을 중심으로”, 『서울도시연구』, 16(1): 169~185.
  • 류태건(2014). “사회자본론의 시각에서 본 시민참여와 호혜성의 관계”, 『지방정부연구』, 18(1): 465~495.
  • 문성애·이영민(2009). “기업 재직자의 사회적 네트워크 활동이 조직몰입과 직무만족에 미치는 영향”, 『인적자원관리연구』, 16(2): 55~67.
  • 박길성(2002). “사회적 자본과 삶의 질”, 『아세아연구』, 45(2): 109~139.
  • 박용순·송진영(2013). “사회구성체에 대한 신뢰가 생활만족도에 미치는 영향 : 사회참여의 매개효과를 중심으로”, 『한국사회복지교육협회』, 22: 134~159.
  • 박정인·박민근(2017). “삶의 만족과 경제적 수입: Easterlin의 역설에 관한 연구”, 『GRI연구논총』, 19(3): 69~88.
  • 박종민(2003). “사회자본과 민주주의-집단가입, 사회신뢰 및 민주시민성을 중심으로”, 『정부학연구』, 9(1): 120~153.
  • 박희봉(2002). “사회단체와 사회자본”, 『한국NGO학회 춘계학술대회 발표논문』.
  • 박희봉·강제상·김상묵(2003). “조직 내 사회자본과 지적자본의 형성 및 조직성과관리에 대한 효과”, 『한국행정연구』, 12(1): 3~25.
  • 박희봉·김명환.(2000). “지역사회 사회자본과 거버넌스 능력: 서울 서초구와 경기 포천군 주민의 인식을 중심으로”, 『한국행정학보』, 34(4): 175~196.
  • 박희봉·이희창(2005). “삶의 만족에 미치는 영향 요인 비교 분석”, 『한국행정논집』, 17(3): 709~729.
  • 박희봉·이희창(2007). “가족 사회자본이 집단가치와 삶의 만족에 미치는 영향”, 『한국정책과학학회 학술대회 발표논문집』, 77~95.
  • 배병룡(2005). “공공조직 사회자본의 영향요인과 효과”, 『한국사회와 행정연구』, 15(4): 49~74.
  • 송건섭(2007). “지역수준별 주민복지와 삶의 질 영향요인 분석”, 『지방정부연구』, 11(3): 35~52.
  • 송진영(2013). “사회단체 참여와 나눔 활동이 생활만족에 미치는 영향: 신뢰의 매개효과를 중심으로”, 『보건사회연구』, 33(2): 431~460.
  • 서문기(2015). “잘 사는 국가는 행복한가? : 삶의 질에 관한 국가간 비교분석”, 『한국사회학』, 49(1): 111~137.
  • 신상식·최수일(2010). “노년기 여가활동과 사회자본 및 삶의 만족 간의 관계”, 『호텔관광연구』, 12(3): 173~189.
  • 신승배(2015). “한국인의 행복감 결정요인”, 『사회과학연구』, 41(2): 183~208.
  • 신화경·조인숙(2015). “사회적 자본과 주관적 행복감에 관한 연구”, 『한국주거학회논문집』, 26(3): 99~108.
  • 양희수·현은정(2018). “문화예술 분야에서 ‘욜로(YOLO)’의 활용 및 확산 – 신문기사 텍스트 네트워크 분석을 통한 매핑 사례연구 -”, 『문화와 융합』, 40(1): 29~66.
  • 염동문·김미정·백혜영(2013). “장애인 근로자의 사회적 네트워크가 생활만족도에 미치는 영향 –직무만족의 매개효과를 중심으로 -”, 『장애와 고용』, 23(1): 303~325.
  • 안지민·최외출(2001). “자치단체의 삶의 질 비교평가”, 『사회과학연구』, 21(1): 21~47.
  • 이기홍(2005). 한국 노인의 문화자본과 사회자본. 한국노년학, 25(3): 1~21.
  • 이숙종·김희경·최준규(2008). “사회자본이 거버넌스 형성에 미치는 영향에 관한 연구”, 『한국행정학보』, 42(1): 149~170.
  • 이승철(2014). “구미시 지역주민의 삶의 질 만족도 영향요인과 향상 방안”, 『한국자치행정학회』, 28(3): 109~133.
  • 이영균·최승인(2016). “노인사회활동 참여 노인의 사회적 자본과 삶의 질의 관계”, 『한국정책과학학회보』, 20(2): 151~180.
  • 이정규(2009). “삶의 만족감과 사회적 자본-시민적 참여, 신뢰, 사회적 자원의 효과를 중심으로-”, 『인문사회과학연구』, 22: 5~40.
  • 이종수(2009). 『행정학사전』, 도서출판: 대영문화사.
  • 이재열(2006). “지역사회 공동체와 사회적 자본”, 『지역사회학』, 8(1): 33~67.
  • 이지은·이재완(2014). “지역주민의 삶의 질에 관한 주관적 의식 분석 : Q 방법론을 중심으로”, 『지방정부연구』, 18(1): 515~541.
  • 이태종·송건섭(2001). “자치시의 삶의 질에 대한 인식과 결정요인: 경주시를 중심으로”, 『경주연구』, 10: 73~92.
  • 전수진(2005). “사회네트워크가 직무유효성 및 경력유용성에 미치는 영향에 관한 연구”, 『서강대학교 박사학위논문』.
  • 정명은·김미현,·장용석(2014). “서울시민의 행복과 사회자본 관계 분석”, 『서울도시연구』, 15(1): 163-186.
  • 정병걸(2014). “한국사회단체의 지형과 변화 : 조직 활동, 자원과 영향력”, 『한국조직학회보』, 11(3): 85~111.
  • 정병걸·성지은(2002). “한국의 사회단체와 영향력: 정책과정을 중심으로”, 『아세아연구』, 45(3): 51~75.
  • 정순둘·성민현(2012). “연령집단별 사회적 자본과 삶의 만족도 관계비교”, 『보건사회연구』, 32(4): 249~272.
  • 조완규(1993). “농민의 생활만족도에 관한 연구”, 『서울대학교 농업교육과 박사학위논문』.
  • 최예나·김이수(2015). “사회적 자본과 주민행복간 관계에 관한 연구”, 『한국지방자치학회보』, 27(4): 53-78.
  • 최은진·하성규(2010). “사회적 네트워크(social network)의 실태 및 주거 공동체 활성화 방안 연구: 서울시 와 강릉시의 주거단지 비교”, 『한국지역개발학회』, 6: 343~359.
  • 탁장한(2017). “빈곤층의 주민참여의지 제고방법에 관한 연구”, 『GRI연구논총』, 19(1): 501~524.
  • 하혜수(1996). “도시정부의 ‘삶의 질’ 결정요인분석”, 『한국행정학보』, 30(2): 81~95.
  • 허만형(2014). “지방정부의 삶의 질 영향요인 탐색에 관한 연구: 광역지방자치단체를 대상으로”, 『지방정부연구』, 18(3): 231~254.
  • 허훈·고재학(2003). “사이버거버넌스의 시민참여를 위한 강남구 사이버주민자치 시스템 운영 분석 연구”, 『한국 사회와 행정 연구』, 14(1): 197~220.
  • 현승숙·금현섭(2011). “지역 내 소득불평등도에 따른 주민참여”, 『한국행정학보』, 45(2): 159~186.
  • 홍성운(2012). “사회적 자본(social capital)의 “antisocial”측면에 대한 고찰”, 『한국거버넌스학회보』, 19(2): 125~147.
  • 홍지숙·곽재현(2017). “욜로(YOLO)에 관한 여행 트렌드 네트워크 분석: 소셜미디어를 중심으로”, 『관광연구』, 32(6): 37~53.
  • 홍성우(2016). “시민참여형 도시기본계획 수립 사례의 거버넌스 특성 분석 – EPG 모델을 중심으로–”, 『한국지방행정학보』, 13(3): 209~232.
  • Adler, R, P., & Goggin, J.(2005). “What Do We Mean By ‘Civic Engagement?’”, Journal of Transformative Education, 3(3): 236~253. [https://doi.org/10.1177/1541344605276792]
  • Ahrens, C. J., Ryff, C. D.(2006). “Multiple Roles and Well-being: Sociodemographic and Psychological Moderators”, Springer Science + Business Media, Inc. [https://doi.org/10.1007/s11199-006-9134-8]
  • Axelrod, R.(1984). The Evolution of Cooperation. New York: Basic Books.
  • Blanchflower, D., & Oswald, A.(2004). “Well-being over time in Britain and the U.S”, Journal of Public Economics, 88: 1359~1386. [https://doi.org/10.1016/S0047-2727(02)00168-8]
  • Bjornskov, C.(2003). “The Happy Few: Cross-Country Evidence on Social Capital and Life Satisfaction”, KYKLOS, 56: 3~16. [https://doi.org/10.1111/1467-6435.00207]
  • Bourdieu, P.(1986). “The Forms of Capital, in J. G. Richardson, ed.”, Handbook of Theory and Research of the Sociology of Education, New York: Greenwood Press.; 유석춘 외 편역 (2003), [사회자본: 이론과 쟁점], 그린.
  • Clark, A., Frijters, P., & Shields, M. A.(2008). “Relative income, happiness, and utility: An explanation for the Easterlin Paradox and other puzzles”, Journal of Economic Literature, 46: 95~144. [https://doi.org/10.1257/jel.46.1.95]
  • Coleman, J. S.(1988). “Social Capital in the Creation of Human Capital”. American Journal of Sociology. 94: 94~121. [https://doi.org/10.1086/228943]
  • Coleman, J. S.(1990). Foundations of Social Theory, Cambridge, Mass: Harvard University Press.
  • Contanza, R. Fisher, B., Ali, S., Beer, C, Bond, L., Boumans, R., Danigelis, N. L., Dickinson, J., Elliott, C., Farley, J., Gayer, D. E., Glann, L. M., Hudspeth, T. R., Mahoney, D. F., McCahill, L., McIntosh, B., Reed, B., Rizvi, A. T., Rizzo, D. M., Simpatico, T., & Snapp, R.(2007). “An integrative apporach to quality of life measurement, research, and policy”. Survey and Perspectives Integrating Environment and Society, 61: 267~276.
  • Deaton, A.(2008). “Income, health, and well-being around the world: Evidence from the Gallup World Poll”, Journal of Economic Perspectives, 22(2): 53~72. [https://doi.org/10.1257/jep.22.2.53]
  • Di Tella, R., & MacCulloch, R.(2008). “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]
  • Easterlin, R. A.(1974). “Does economic growth improve the human lot? Some empirical evidence”, Nations and Households in Economic Growth, 89: 89~125. [https://doi.org/10.1016/B978-0-12-205050-3.50008-7]
  • Efklides, A., & Moraitou, D.(2013). “A Positive Psychology Perspective on Quality of Life”, Social Indicators Research Series, Volume 51. Dordrecht: Springer. [https://doi.org/10.1007/978-94-007-4963-4]
  • Evans, D. R.(1994). “Enhancing Quality of Life in the Population at Large”, Improving the Quality of Life, 47~88. Springer. [https://doi.org/10.1007/978-94-011-0171-4_2]
  • Helliwell, J. F.(2006). “WELL-BEING, SOCIAL CAPITAL AND PUBLIC POLICY: WHAT’S NEW?”, The Economic Journal, 116: 34~45. [https://doi.org/10.1111/j.1468-0297.2006.01074.x]
  • Helliwell, J. F.(2008). Life satisfaction and quality of development. Canadian Institute for Advanced Research and Department of Economics University of British Columbia, 997~1873. [https://doi.org/10.3386/w14507]
  • Kahneman, D. & Deaton, A.(2010), “High income improves evaluation of life but not emotional well-being”, Proceedings of the National Academy of Sciences, 107(38): 16489~16493. [https://doi.org/10.1073/pnas.1011492107]
  • Kenny, C.(1999). “Does growth cause happiness, or does happiness cause growth?”, KYKLOS, 52: 3~26. [https://doi.org/10.1111/j.1467-6435.1999.tb00576.x]
  • Keohane, R. O.(1986). “Reciprocity in International Relations”, International Organization, 40: 1-27. [https://doi.org/10.1017/S0020818300004458]
  • Lane, R.(2000). The Loss of Happiness in the Market Democracies, New Haven: Yale University Press.
  • Lin, N.(2001). Social Capital: a theory of social structure and action, Cambridge: Cambridge University Press. [https://doi.org/10.1017/CBO9780511815447]
  • Lien, D., Hu, Y., & Liu, L.(2017), “Subjective Well Being and Income: A Re Examination of Satiation Using the Regression Kink Model With an Unknown Threshold”, Journal of Applied Econometrics, 32(2): 463~469. [https://doi.org/10.1002/jae.2526]
  • MacKinnon, D. P. Lockwood C. M., Hoffman J. M, West S. G., and Sheets, V.(2002). “A comparison of methods to test mediation and other intervening variable effects”, Psychological Methods, 7: 83~104. [https://doi.org/10.1037//1082-989X.7.1.83]
  • Mammen. S., Bauer. J. W., Lass. D.(2009), “Life Satisfaction Among Rural Low-Income Mothers: The Influence of Health, Human, Personal, and Social Capital”, Applied Research Quality Life, 4: 365~386. [https://doi.org/10.1007/s11482-009-9086-6]
  • Michalos, A. C., & Zumbo, B. D.(1999). “Public Services and the Quality of Life”, Social Indicators Research, 48(2): 125~157. [https://doi.org/10.1023/A:1006893225196]
  • Murphy, H.(2003). “Exploring leisure and psychological health and wellbeing: Some problematic issues in the case of northern ireland”, Leisure studies, 22: 37~50. [https://doi.org/10.1080/02614360306570]
  • Naroll, R.(1983). The Moral Order: An Introduction to the Human Situation. Beverly Hills: Sage.
  • Olsen, M. E., & Merwin, D. J.(1976). Toward a Methodology for Conducting Social Impact Assessments Using Quality of Social Life Indicators, Battelle Pacific Northwest Labs., Richland, Wash.(USA). [https://doi.org/10.2172/7340961]
  • Ostrom, E.(1990). Governing the Commons: The Evolution of Institutions for Collective Action, New York: Cambridge University Press. [https://doi.org/10.1017/CBO9780511807763]
  • Putnam, Robert D.(1993). Making Democracy Work: Civic Traditions in Modern Italy. Princeton University Press. [https://doi.org/10.1515/9781400820740]
  • Putnam, Robert D.(1995). “Bowling Alone: America’s Declining Social Capital”, Journal of Democracy, 6(1): 65~78. [https://doi.org/10.1353/jod.1995.0002]
  • Putnam, Robert D.(2000). Bowling Alone: the Collapse and Revival of American Community. New York: Simon & Schuster. [https://doi.org/10.1145/358916.361990]
  • Radcliff, Benjamin.(2001). Politics, Markets and Life Satisfaction: The Political Economy of Human Happiness, American Political Science Review, 95(4): 939-952. [https://doi.org/10.1017/S0003055400400110]
  • Rossi, P. H., Lipsey, M. W., & Freeman, H. E.(2004). Evaluation: A System approach, Thousand Oaks, CA: Sage Publications.
  • Sacks, D. W., Stevenson, B., & Wolfers, J.(2010), “Subjective well-being, income, economic development and growth”, National Bureau of Economic Research , Working Paper No. 16441 [https://doi.org/10.3386/w16441]
  • Smith, A. E., Sim, J., Scharf, T., & Phillipson, C.(2004). “Determinants of Quality of Life amongst Older People in Deprived Neighbourhoods”, Ageing & Society, 24: 793~814. [https://doi.org/10.1017/S0144686X04002569]
  • Stevenson, B. & Wolfers, J.(2008). “Economic growth and subjective well-being: reassessing the Easterlin paradox”, National Bureau of Economic Research, No. w14282. [https://doi.org/10.3386/w14282]
  • Stevenson, B. & Wolfers, J.(2013), “Subjective well-being and income: Is there any evidence of satiation?”, American Economic Review, 103(3): 598~604. [https://doi.org/10.1257/aer.103.3.598]
  • Uslaner, E. M.(2002). The moral foundation of trus,. Cambridge University Press.
  • Veenhoven, R.(1999). “Quality-Of-Life in Individualistic Society: A Comparison of 43 Nations in the Early 1990’s”, Social Indicators Research, 48: 157~186.
  • Vemuri, A. W., Grove. J. M., Wilson. M. A., Burch Jr. W. R.(2011). “A Tale of two scales: Evaluating the Relationship Among Life Satisfacion, Social Capital, Income, and the Natural Environment at Individual and Neighborhood Levels in Metropolitan Baltimore”, Environment and Behavior, 43(1): 3~25. [https://doi.org/10.1177/0013916509338551]
  • Weitz-Shapiro, R., & Winters, M. S.(2008). “Political Participation and Quality of Life. Inter-American Development Bank”, Research Department, Working Paper #638. [https://doi.org/10.18235/0010892]

Appendix

<부록>

변수 간 상관관계 분석 결과(N=20,000)

김창진 kim77456@naver.com

현재 성균관대학교 국정전문대학원 박사과정에 재학 중에 있으며, BK21 플러스 사업단에 지원장학생으로 있다. 대진대학교에서 행정학 석사학위(시민의식조사에 따른 주민소환제도의 특성과 함의, 2018)를 취득하였다. 주요 관심분야는 주민참여, 재난관리, 지방분권 등이며, 최근 논문으로는 “경기도 내 소득계층과 주민참여가 삶의 질에 미치는 영향(2018)”, “시민참여 유형에 따른 재난예방활동의 정책적 함의(2017)” 등을 발표하였다.

허 훈 pahh@daejin.ac.kr

1993년 건국대 대학원에서 ‘중앙정부의 이전재원이 지방재정에 미치는 정책효과’로 행정학박사학위를 취득함. 현 대진대학교 행정학과 교수, 일 요코하마국립대학 객원연구원을 지냈고, 한국정책과학학회회장, 경인행정학회 회장을 역임했으며, 현재 한국지방자치학회 조례평가위원회 위원장. 국방부갈등관리심의위원회 위원장 등을 수행하고 있다. 그간 「한일지방자치비교」(대영문화사, 공저), 「공기업론」(다산출판사, 공저) 등의 저서를 출간하였으며, 지방자치학회보에 실린 최근 논문으로는 “경기도 내 소득계층과 주민참여가 삶의 질에 미치는 영향(2018)”, “시민정치도구로서의 주민소환운동 경험과 평가(한국지방자치학회보, 2016)” 등 다수의 논문을 발표하였다.

<그림 1>

<그림 1>
연구 분석틀

<그림 2>

<그림 2>
각 구조방정식 모형의 추정계수** p<0.05, *** p<0.01주 : 표준화 계수

<표 1>

선행연구 정리

구분 연구자 연구 내용
소득
-
삶의질
Easterlin(1974) - 소득의 증가가 사회의 행복을 향상시키는 지에 대한 의문을 제기.
- 1945~1970년 동안의 소득 데이터를 통해 미국인 소득이 2배 이상 증가했어도 주관적 삶의 질의 만족도는 변하지 않았다는 것을 밝힘.
Clark et al(2008) - 소득의 상대적인 특성이 주관적 삶의 질 결정요인으로 중요.
- 효용 함수를 활용하여, 상대소득의 특성과 주관적 삶의 질에 대해 분석하여, 절대적 소득의 증가보다도 상대소득의 특성이 중요하다 함.
Deaton(2008) - 소득과 삶의 질의 긍정적 관계를 밝히기 위해 Gallup World Poll의 자료를 활용.
- 1인당 GDP와 삶의 질은 선형로그관계가 있음을 밝힘.
Di tella & MacCulloch(2008) - 1975-1997년의 OECD국가 12개국 주민들을 조사함.
- 인간의 행복에 가장 큰 기여를 하는 것은 경제적 요인, 소득이라는 것을 밝힘.
Stevenson & Wolfers(2013) - Gallup World poll, World Value Survey 등 자료를 실증분석에 활용.
- 주관적 삶의 만족은 소득이 증가할수록 높아졌으며, 소득이 높은 국가일수록 주관적 삶의 만족이 더 높은 것을 밝힘.
구교준 외(2014) - ‘Easterlin의 역설’을 중심으로 ‘삶의 역량’의 개념을 활용하여 소득과 행복에 관한 영향력을 밝힘.
- 소득과 행복 간의 관계는 ‘삶의 역량의 수준’에 의해 크게 영향 받는 것을 밝힘.
박정인·박민근(2017) - ‘Easterlin의 역설’에 대해 실증을 시도
- 소득이 증가하면 주관적 삶의 질, 감정적 행복은 상승하는 것으로 나타남.
소득
-
사회자본
Dalton(2002) - 사회적 지위가 높을수록 정치참여를 더 활발히 한다는 것을 밝힘.
- 인구통계학적 변수뿐만 아니라 정치참여 변수를 활용하여 실증함.
Jacobs & Skocpol(2005) - 미국 정치과정에서 소득계층이 10%의 부유층 시민의 의견과 이익이 90%의 시민보다 더 반영되고 있음을 제시함.
- 자발적 결사체에 소속되어있는 것만으로도 사회참여에 유용하다는 것을 밝힘.
현승숙・금현섭(2011) - 지역의 집합적 범위에서 소득불평등도와 주민참여의 연관성을 밝힘.
- 주민참여를 정치참여와 사회참여로 구분하여 더욱 세세하게 각 변수의 영향력을 밝힘.
탁장한(2017) - 주민참여 의지 제고를 위한 개선방안 연구로 소득계층에서도 빈곤층을 중심으로 살펴봄.
- 변수로는 소득, 주민참여 및 사회적 네트워크에서 도출된 동네애착, 이웃유대 등의 변수를 활용하였으며, 빈곤층의 저조한 주민참여 의지는 이웃유대와 동네애착으로 강화할 수 있다고 함.
사회자본
-
삶의질
박희봉·이희창(2005) - 삶의 질에 영향을 미치는 영향요인 분석을 실시.
- 경제·사회적 요인뿐만 아니라 사회자본 요인(신뢰, 참여, 네트워크)도 삶의 질에 영향을 미치는 것을 밝힘. 아울러, 두 요인이 결합될 때 더욱 큰 영향을 미쳐 사회자본 요인의 중요성을 강조.
송진영(2013) - 생활만족도에 있어 사회단체 참여와 나눔활동이 어떤 영향을 미치는 지 살펴봄.
- 신뢰를 매개변수로 활용하였으며, 분석 결과, 사회단체 참여와 생활만족도 간에 신뢰가 정(+)의 효과로 매개하고 있음을 밝힘.
염동문 외(2013) - 장애인 근로자를 초점으로 사회적 네트워크와 삶의 질의 영향관계를 살펴봄.
- 사회적 네트워크가 높을수록 장애인 근로자의 삶의 질이 높아졌으며, 매개효과인 직무만족도 정(+)의 효과를 주고있다는 것을 밝힘.
최예나·김이수(2015) - 사회자본과 주민행복도 간의 관계 및 공동체의식의 효과를 실증함.
- 행복에 영향을 미치는 사회자본으로 단체활동, 자원봉사, 재정적 도움을 받을 수 있는 이웃 등을 밝힘.
김창진 외(2018) - 소득계층에 따른 삶의 질에 있어서 주민참여의 매개효과를 살펴봄.
- 주민참여는 삶의 질에 있어 긍정적 효과를 주고 있었으며, 소득계층과 삶의 질에 있어서도 정(+)의 효과를 주고 있다는 것을 밝힘.

<표 2>

측정 변수

요인 변수 측정
독립변수 소득 월평균가구소득(log) 직접 서술 문항(단위: 만 원)
월평균가구지출(log)
최소한 생활비(log)
적정 생활비(log)
매개변수 사회자본 사회참여 사회단체 사회단체, 지역단체, 문화모임 참여 경험 여부
(0=없다, 1=있다)
지역단체
문화모임
정치참여 대선 투표여부 투표 여부
(0=투표하지않음, 1=투표함)
총선 투표여부
지방선거투표여부
사회적 네트워크 이웃 간의 관계(도와줌) 4점 척도
(①전혀 그렇지 않다 - ④매우 그렇다)
이웃 간의 관계(도움받음)
이웃 간의 관계(신뢰함)
호혜성 이웃과의 도움(말벗 경험) 4점 척도
(①경험하지 않음 - ④경험함)
이웃과의 도움(자녀돌봄 경험)
이웃과의 도움(금전대여 경험)
종속변수 삶의 질 전반적인 삶의 만족도 5점 척도
(①전혀 그렇지 않다 - ⑤매우 그렇다)
이상적인 삶과의 일치도
일상의 감정(행복/기쁨) 4점 척도
(①거의 느끼지 않았다 - ④자주 느꼈다)
일상의 감정(안정/평온)
일상의 감정(성취/실현)

<표 3>

삶의 질의 일반적인 특성

구분 N 최소값 최대값 평균 표준편차
요인 문항
삶의질 전반적인 삶의 만족도 20,000 1 5 3.52 .713
이상적인 삶과의 일치도 20,000 1 5 3.26 .773
일상에서 느낀 감정적 기분 행복/기쁨 20,000 1 4 2.99 .570
안정/평온 20,000 1 4 2.98 .627
성취/실현 20,000 1 4 2.69 .703
소득 월평균가구소득 20,000 30 4500 342.71 169.76
월평균가구지출 20,000 20 3500 260.26 130.70
최소생활비 20,000 10 1000 198.47 94.05
적정생활비 20,000 20 1300 251.69 109.12
사회적 네트워크 이웃과의 관계 도움 받음 20,000 1 4 2.53 .779
도와줌 20,000 1 4 2.49 .824
신뢰함 20,000 1 4 2.76 .776
호혜성 이웃과의 도움 말벗 경험 20,000 1 4 1.80 1.259
자녀돌봄 경험 20,000 1 4 1.36 .898
금전대여 경험 20,000 1 4 1.43 .849

<표 4>

사회 및 정치참여의 일반적 특성

구분 N 빈도 퍼센트(%)
요인 문항
정치참여 대선(2012년) 참여 20,000 17,775 88.9
불참 2,225 11.1
총선(2016년) 참여 20,000 15,998 80.0
불참 4,002 20.0
지방선거(2014년) 참여 20,000 15,269 76.3
불참 4,731 23.7
사회참여 사회단체 참여 경험 참여 20,000 1,346 6.7
불참 18,654 93.3
지역단체 참여 경험 참여 20,000 2,701 13.5
불참 17,299 86.5
문화모임 참여 경험 참여 20,000 920 4.6
불참 19,080 95.4

<표 5>

사회적 네트워크의 일반적인 특성

구분 N 빈도 퍼센트(%)
요인 문항
사회적 네트워크 이웃과의 관계 도움 받음 매우 그렇다. 20,000 1,312 6.6
그렇다. 10,224 51.1
그렇지 않다. 6,202 31.0
전혀 그렇지 않다. 2,262 11.3
도와줌 매우 그렇다. 20,000 1,714 8.6
그렇다. 9,003 45.0
그렇지 않다. 6,701 33.5
전혀 그렇지 않다. 2,582 12.9
신뢰함 매우 그렇다. 20,000 2,648 13.2
그렇다. 11,374 56.9
그렇지 않다. 4,443 22.2
전혀 그렇지 않다. 1,535 7.7

<표 6>

요인분석 결과

구분 성분 신뢰도
(Cronbach’s α)
1 2 3 4 5 6
소득 월평균가구소득(log) .889 .190 -.056 .018 -.017 .071 .949 .712
월평균가구지출(log) .935 .140 -.034 .027 .011 .044
최소생활비(log) .931 .098 .021 .015 -.012 -.041
적정생활비(log) .935 .073 .020 .005 -.012 -.064
삶의질 행복/기쁨 .058 .755 .100 .055 .005 .070 .794
전반적 삶의 질 .090 .747 .144 .045 .037 .071
이상적 삶과 일치도 .106 .755 .012 .042 -.030 -.030
안정/평온 .074 .712 .013 .072 -.069 -.015
성취/실현 .116 .701 -.025 -.020 -.005 .068
사회적 네트워크 도움받음 -.027 .034 .885 .025 .144 .051 .845
도와줌 .010 .066 .880 .019 .121 .084
신뢰함 -.021 .115 .811 .014 .023 .028
정치참여 대선 .034 .024 -.001 .729 -.018 -.003 .688
지방선거 -.011 .078 .024 .814 .005 .029
총선 .022 .060 .033 .798 .011 .033
호혜성 말벗 경험 -.026 -.010 .279 .052 .671 -.024 .558
자녀돌봄 경험 .060 .025 -.004 -.044 .756 .003
금전대여 경험 -.065 -.078 .042 -.003 .735 .167
사회참여 문화모임 .017 .083 -.033 -.075 -.040 .640 .477
사회단체 .004 .055 .041 .040 .043 .789
지역단체 -.019 -.019 .146 .110 .151 .649
누적 설명력 66.704
KMO 측도 .753
Bartlett의 구형성 검정 근사 카이제곱 195729.024
자유도 210
유의확률 .000

<표 7>

구조방정식 분석모형의 적합도

구분 x2 df GFI CFI RMR RMSEA
모형 경로
1 소득 → 정치참여 → 삶의 질 1868.133*** 49 .985 .987 .012 .043
2 소득 → 사회참여 → 삶의 질 2199.205*** 49 .982 .985 .012 .047
3 소득 → 호혜성 → 삶의 질 2304.835*** 49 .981 .984 .018 .048
4 소득 → 사회적 네트워크 → 삶의 질 2812.260*** 49 .977 .983 .021 .053

<표 8>

구조방정식의 분석결과

구분 모수 추정치
(표준화 계수)
Std. Error p-values
모형 경로
** p<0.05, *** p<0.01
1 소득 → 정치참여 .020(.036) .005 ***
정치참여 → 삶의 질 .219(.153) .014 ***
소득 → 삶의 질 .191(.239) .007 ***
2 소득 → 사회참여 -.013(-.031) .004 ***
사회참여 → 삶의 질 .250(.126) .021 ***
소득 → 삶의 질 .198(.249) .007 ***
3 소득 → 호혜성 -.051(-.044) .011 ***
호혜성 → 삶의 질 -.050(-.073) .007 ***
소득 → 삶의 질 .191(.241) .007 ***
4 소득 → 사회적 네트워크 -.003(-.002) .011 .805
사회적 네트워크 → 삶의 질 .073(.125) .005 ***
소득 → 삶의 질 .196(.245) .007 ***

<표 9>

직접효과 비교 및 매개효과 결과

구분 표준화 계수 p-values
효과 경로
** p<0.05, *** p<0.01
직접효과 정치참여 → 삶의 질 .153 ***
사회참여 → 삶의 질 .126 ***
호혜성 → 삶의 질 -.073 ***
사회적 네트워크 → 삶의 질 .125 ***
소득 → 삶의 질 .245 ***
매개효과 소득 → 정치참여 → 삶의 질 .0055 ***
소득 → 사회참여 → 삶의 질 -.0039 ***
소득 → 호혜성 → 삶의 질 .0032 ***
소득 → 사회적 네트워크 → 삶의 질 -.0002 p>0.1

<표 10>

분석 결과에 따른 연구가설 채택 여부

가설 채택여부
1 소득은 삶의 질에 긍정적인 영향을 미칠 것이다. 채택
2 사회적 네트워크는 소득과 삶의 질에 있어 긍정적인 매개효과를 나타낼 것이다. 기각
3 정치참여는 소득과 삶의 질에 있어 긍정적인 매개효과를 나타낼 것이다. 채택
4 사회참여는 소득과 삶의 질에 있어 긍정적인 매개효과를 나타낼 것이다. 기각
5 호혜성은 소득과 삶의 질에 있어서 긍정적인 매개효과를 나타낼 것이다. 채택

<표 12>

변수 간 상관관계 분석 결과(N=20,000)

구분 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21
* p<0.05, ** p<0.01
- 1. 월평균가구소득(log), 2. 월평균가구지출(log), 3. 최소생활비(log), 4. 적정생활비(log), 5. 도움받음, 6. 도와줌, 7. 신뢰함, 8. 문화모임, 9. 사회단체, 10. 지역단체, 11. 대선, 12. 지방선거, 13. 총선, 14. 말벗 경험, 15. 자녀돌봄 경험, 16. 금전대여 경험, 17. 전반적 삶의 질, 18. 이상적 삶과 일치도, 19. 행복/기쁨, 20. 안정/평온, 21. 성취/실현
1 1
2 .918** 1
3 .737** .805** 1
4 .739** .807** .937** 1
5 -.057** -.036** -.018* -.019** 1
6 -.020** .002 .018* .016* .764** 1
7 -.035** -.036** .017* -.001 .590** .582** 1
8 .053** .040** .008 -.005 .026** .031** .028** 1
9 .058** .038** -.014 -.037** .092** .107** .065** .263** 1
10 .011 .005 -.036** -.050** .144** .177** .121** .133** .335** 1
11 .045** .053** .035** .035** .020** .017* .024** -.013 .020** .059** 1
12 .022** .028** .013 .000 .051** .047** .040** -.008 .057** .076** .395** 1
13 .043** .043** .043** .026** .057** .056** .050** .002 .059** .073** .368** .513** 1
14 -.048** -.022** -.033** -.015* .302** .267** .202** -.003 .049** .132** .011 .045** .037** 1
15 .034** .051** .045** .032** .125** .111** .067** .041** .050** .076** -.027** -.020** -.001 .285** 1
16 -.073** -.051** -.068** -.073** .152** .151** .078** .048** .129** .171** -.003 -.005 .002 .323** .313** 1
17 .207** .159** .130** .118** .101** .120** .156** .073** .080** .063** .064** .107** .080** .012 .006 -.040** 1
18 .221** .188** .161** .139** .138** .171** .173** .081** .086** .060** .049** .109** .080** .036** .033** -.021** .669** 1
19 .219** .197** .184** .164** .044** .055** .101** .048** .043** .000 .061** .073** .080** .000 -.008 -.089** .420** .401** 1
20 .185** .165** .153** .134** .029** .070** .094** .047** .050** .006 .078** .087** .095** -.026** -.037** -.084** .353** .358** .553** 1
21 .236** .210** .167** .146** .030** .063** .054** .083** .085** .013 .014 .052** .051** -.038** .012 -.043** .387** .399** .444** .423** 1