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Ⅰ. 서론
우리는 누구나 잘 살기를 바란다. 그런데 ‘잘 산다’는 의미는 시대의 변천에 따라 조금씩 바뀌어왔다. 경제성장 초기에 잘 산다는 것은 거의 돈을 잘 번다는 것을 뜻했다. 그러나 선진국 문턱을 넘어선 오늘날에 이르러서는 높은 소득뿐만 아니라, 정신적·정서적·육체적 건강, 화목한 가정과 원만한 사회관계, 즐겁고 활기찬 여가생활을 아우르는 포괄적인 의미를 지니게 되었다.
이렇듯, 잘 산다는 것은 이제 행복하게 사는 것, 높은 질의 삶을 영위하는 것과 거의 같은 말로 쓰인다. 행복과 양질의 삶, 이것은 개인이 추구하는 생의 목표이기도 하지만 현대 복지국가의 정체성이자 존립 정당성의 근거이기도 하다. 모든 국가 정책과 제도는 궁극적으로 국민의 행복과 안녕, 그리고 삶의 질 제고에 목적이 있다. 이는 여가정책을 포함하는 문화정책도 마찬가지여서 문화정책의 기초가 되는 [문화기본법] 제1조는 법의 취지를 국민의 ‘삶의 질 향상’에 있다고 천명한다.
그렇다면 국민의 행복 혹은 삶의 질 제고를 위해서 정부는 무엇을 어떻게 해야 하는가? 여전히 경제성장과 소득증대를 최우선 과제로 삼아야 하는가? 아니면 국민 건강, 근로시간의 단축과 여가시간 및 여가활동 확대, 갈등의 치유와 사회적 관계 회복도 경제성장이나 소득증대만큼 중요한 과제인가? 이런 질문에 대한 대답은 선진국 대열에 합류한 현재의 우리나라 상황에서 국민의 행복 혹은 삶의 질을 결정하는 주요 요인은 무엇이며, 그것들이 행복 혹은 삶의 질에 미치는 상대적 영향력은 어느 정도인가를 파악하는 것에서부터 시작해야 할 것이다. 이에 본 연구는 우선 국민 여가활동에 초점을 두어 그것이 행복감에 미치는 영향력을 소득과 건강이 미치는 영향력과 비교·분석하고, 이어 여가시간, 여가비용, 여가시설 등 여가활동 만족에 미치는 영향요인들의 상대적 영향력을 분석함으로써 행복 혹은 삶의 질 제고를 위한 여가정책에서의 시사점을 얻고자 한다.
연구에 사용된 자료는 문화체육관광부가 실시한 2019년부터 2022년까지의 ⌈국민여가활동조사┘이며 주된 분석방법은 중회귀분석이다. ⌈국민여가활동조사┘는 일반 국민의 행복감보다는 여가활동 실태에 대한 자세한 파악에 목적이 있다. 따라서 행복감에 의미 있는 영향을 줄 것이라 간주되어온 몇 가지 변수(예를 들면 사회적 관계나 자기효능감)가 누락되어 있다. 그러나 본 연구는 소득과 건강에 비교하여 여가생활이 행복감에 미치는 상대적 영향력의 파악에 목적이 있으므로 이를 위한 연구에는 매우 적합하다.
본 연구의 통계처리는 SPSS v.27 패키지를 활용했으며, 유효표본의 크기는 2019년 4,678, 2020년 3,089, 2021년 3,021, 2022년 3,087이다. 4년 치 시계열 자료를 활용하는 이유는 분석 결과가 시기와 무관하게 안정적인지, 만약 어떤 추세가 있다면 그것은 무엇인지를 파악하기 위함이다.
Ⅱ. 이론과 선행연구 검토
행복은 명확히 정의하기 어려운 매우 추상적인 개념이며, 거기에 내포된 의미는 시간과 장소, 역사와 국가에 따라 유동적이다. 따라서 ‘행복’이라는 용어의 용법과 내포, 그리고 문화에 따른 의미 차이는 학자들 간에 논쟁의 대상이 되어왔다(Smith, 2008; Feldman, 2010). 표준국어대사전1)이나 옥스퍼드(Oxford)사전2), 케임브리지(Cambreidge)사전3) 등은 행복을 ‘현재 느끼는 쾌락과 기쁨 같은 감정적 경험’이라고 정의하고 있다. 그러나 행복을 탐구하는 학자들은 ‘삶의 질’이나 웰빙(well-being) 같은 삶의 만족도에 대한 주관적 평가를 더 중시하기도 한다(Veenhoven, 2012).
행복의 정의가 무엇이냐 하는 것은 본 논문에서는 중요한 논제가 아니다. 본 연구의 중심 개념은 ‘행복감’인데, 행복감이란 개개인이 자신의 삶에서 ‘행복하다고 느끼는 정도“를 의미하며 이때 행복은 “귀하께서는 현재 얼마나 행복하다고 생각하십니까?”(문화체육관광부, 2022: 143)라는 질문에서 행복에 대한 응답자의 주관적인 해석에 달려 있다4).
[국민여가활성화기본법]에 따르면 ‘여가’란 “자유 시간 동안 행하는 강제되지 아니한 활동”을 의미하며, 여기에는 [문화예술진흥법] 상의 문화예술, [문화산업진흥기본법] 상의 콘텐츠, 문화콘텐츠, 디지털콘텐츠, 디지털문화콘텐츠, 멀티미디어콘텐츠, 공공문화콘텐츠, 에듀테인먼트, [관광기본법] 상의 국민관광, [국민체육진흥법] 상의 체육 및 생활체육 등이 속한다([국민여가활성화기본법] 제3조 제1항). [국민여가활성화기본법]이 말하는 ‘자유 시간’은 사람에 따라 다양한 해석이 가능하겠지만 일반적 의미로는 ‘일을 하지 않고 자신의 의지대로 활용할 수 있는 시간’으로 볼 수 있다. 여기서 일이란 직장, 학업, 일상적인 가사노동 등을 포괄한다.
한편 ‘여가시설’이란 “실내와 야외 그리고 사이버공간 등에서 문화예술, 관광, 체육, 자기계발, 사교, 놀이, 휴양, 오락 등을 목적으로 국민이 여가활동을 할 때 지속적으로 사용하는 시설과 공간”을 말한다([국민여가활성화기본법] 제3조 제1항). 여기서 주목할 점은 ‘시설’의 개념 속에는 물리적으로 실존하는 시설과 공간뿐만이 아니라 가상(사이버)세계에 존재하는 시설과 공간도 포함된다는 것이다. 이는 컴퓨터, 휴대폰, 인터넷 등과 같은 정보통신 기술이 급속히 발달함에 따라 사이버공간을 통한 여가활동도 광범위하게 팽창하고 있음에 따른 것이다.
행복이란 매우 복합적이고 다차원적인 개념이며 따라서 행복감에 대한 영향요인 역시 복합적이고 다차원적이다. 행복감(혹은 삶의 질)에 관한 선행연구들에 따르면 행복감의 영향요인은 크게 경제적 요인, 육체적 건강 요인, 정신적·정서적 건강 요인, 사회적 관계 요인, 인구학적 요인, 기타 요인 등으로 나누어 볼 수 있다.
경제적 요인은 소득과 자산 같은 금전적 생활 여건을 말하는데, 소득은 월급이나 연금처럼 매기간(매일, 매월, 매년 등) 유입되는 수입을 말하며 자산은 주택이나 예금처럼 특정 시점의 보유 재산을 말한다. 이중 전통적으로 행복감의 영향요소로 가장 중시되어온 것은 소득인데, 소득은 의식주와 에너지 같은 생필품 조달과 관계되는, 삶을 지탱하는 바탕이기 때문이다. 경제적 요인, 특히 그중 소득은 본 연구를 포함하는 대부분의 선행연구에서 공통되어 다루어진 행복감의 영향요소이다. 다만 소득 증가가 반드시 행복 혹은 삶의 질을 증대시키는가는 큰 논쟁거리이며 행복경제학의 주된 탐구 주제이기도 하다. 이스털린(Easterlin, 1973; 1974; 1995), 이준구(2005) 등은 소득의 증가가 행복이나 삶의 만족도의 무한적 증대를 보장하지는 않는다고 주장한다5). 그러나 국내외의 많은 실증연구는 소득이 증가하면 행복감도 증가한다는 결과를 보인다. 이런 불일치에 대해서는 다음과 같은 설명이 가능하다. 이스털린(1974)에 따르면 특정 국가 국민만을 대상으로 소득과 행복감의 관계를 분석하면 정비례 관계가 뚜렷하다. 하지만 국가 간 비교에서는 그 관계가 불분명하다. 이와 관련된 연구로, Inglehart와 Klingemann (2000)에 따르면 국가 간의 비교에서 일인당GNP가 1만 달러 이하일 때는 소득이 높은 국가일수록 뚜렷하게 국민의 행복감이 증대되지만 1만 달러를 넘어서면 큰 관계가 없었다. 이런 연구들은 국가 간의 비교가 아니라 특정 국가에 속한 개개의 국민을 연구대상으로 할 경우, 사람들은 자신과 타인의 소득수준을 상대적으로 비교하게 될 것이고 이런 비교가 행복감에 영향을 주어 소득이 높을수록 행복감도 높은 결과가 나타날 수 있음을 시사한다.6)
본 연구를 비롯한 대부분의 실증연구는 특정 국가의 국민만을 대상으로 소득과 행복감의 관계를 탐구하고 있다. 따라서 대체로 양자가 정(正)의 상관 혹은 인과관계를 보이는 것은 이상할 것이 없다. 다만 행복감에 미치는 영향요소 가운데 소득이 상대적으로 얼마나 큰 영향력을 보이는지는 또 다른 논제인데, 이스털린(1974)과 잉글하트와 클링맨(2000)의 연구 결과로 유추해 볼 때, 이미 일인당GDP가 명목 기준으로 3만 달러, PPP 기준으로 4만 달러를 넘은 우리나라의 경우에는 소득보다는 여타 요인이 행복감에 더 큰 영향을 미칠 수 있다.
육체적 건강 요인 역시 행복감 혹은 삶의 질 관련 연구에서 폭넓게 다루어져 왔는데, 특히 의학이나 간호학 등에서 중시되고 있다. 정신적·정서적 건강 요인은 자기효능감, 역할자신감, 사회경제적 지위 등과 관계된 심리적 요인인데, 이 역시 많은 선행연구에서 보편적으로 다루어지고 있으며 특히 사회학, 심리학, 사회복지학 등에서 중시된다7). 사회적 관계 요인은 가족이나 지인 등 자신을 둘러싼 타자와 자신 간의 관계를 의미한다. 사회적 관계는 가족관계와 이웃관계로 구성되는데, 가족관계는 부부관계, 부모관계, 자녀관계 등이며 이웃관계는 친구, 동료, 선후배 같은 가족 이외의 사람들과 맺는 관계이다. 사회적 관계 요인 역시 사회학과 심리학 등에서 중시된다. 인구학적 요인은 성별, 나이, 학력, 거주지, 직업 같은 요소를 말하며 기타 요인은 지금까지 언급한 요인에 포함하기 어려운 특수한 요소들로서, 대체로 학자들이 자신의 연구에서 특별한 관심을 가지고 분석 대상으로 삼는 것들이다. 본 연구에서 다루는 ‘여가생활’도 기타 요인에 속한다.
행복감의 영향요인을 다룬 선행연구들은 대부분 방법론상 본 연구처럼 중회귀분석이나 경로분석 혹은 구조방정식분석 같은 다변량 인과관계 분석법을 활용하며 임병진·임태순(2016)처럼 그랜저(Granger) 인과관계 분석법을 사용한 경우도 있다. 인과관계 분석법을 활용하는 연구들은 다양한 영향요인을 통제변수로 두고 관심 요인이 행복감에 미치는 영향의 크기와 통계적 유의도를 판별한다. 관심 요인은 연구의 목적에 따라 다르지만, 대체로 경제적 요인, 육체적 건강 요인, 사회적 관계 요인, 인구학적 요인 등은 두루 다루어지는 경향이다.
행복감(혹은 삶의 질)과 그 영향요인 간의 인과관계에 관한 최근 선행연구의 동향을 공통적으로 다룬 영향요인에 기초하여 구분해 보면, 경제적 요인, 육체적 건강 요인, 사회적 관계 요인을 다룬 예로는 송명규(2017), 박창제·신동호(2018), 고벤스와 반 아센(Gobbens & van Assen, 2014), 여기에 인구학적 요인을 추가하여 다룬 예로는 최윤진(2009), 신승배(2017), 라야드 등(Layard et als., 2014), 정신적·정서적 건강 요인을 추가하여 다룬 예로는 임은기·정태연(2009), 최아름·정홍주(2013), 이순자·전은화(2015), 이경진·송명규(2019) 등이 있다.
본 연구는 성별·연령·학력 등 인구학적 요소를 통제변수로 두고 가구소득, 육체적 건강, 그리고 여가생활 만족이 행복감에 미치는 상대적 영향력을 파악하는데 초점이 있다. 따라서 ‘여가생활’은 본 연구의 중심 개념 중 하나인데, 비록 소수이기는 하지만 여가와 행복감(혹은 삶의 질) 간의 관계를 탐구한 연구도 그간 꾸준히 시도되었으며, 국내의 경우, 임은기·정태연(2009), 이순자·전은화(2015), 서우석(2015), 이명우·홍윤미·윤기웅(2016), 신승배(2017), 정보람·전인수(2017), 이윤경(2018), 이유진·황선환(2018), 이명우·윤기웅(2022) 등이 대표적인 예이다.
임은기·정태연(2009)은 서울과 지방의 노인 105명을 대상으로 요인분석을 통해 노인의 행복 요인을 파악한 연구이다. 연구 결과, 여가는 행복의 8개 영향요인 중 하나로 판명되었다. 이순자·전은화(2015)는 군산시 거주 60세 이상 노인을 대상으로 조사한 표본크기 1,054의 설문자료를 활용하여 가족관계(부부관계, 자녀관계), 건강(신체건강, 정신건강), 경제수준(소득, 재산), 사회활동(교우관계, 여가활동, 종교활동)을 독립변수로, 자기실현(자아존중감, 자아효능감, 자아성취감)과 마음의 평화(자기수용, 마음의 안정)를 매개변수로 한 구조방정식모형을 통해 행복한 삶의 영향요인을 분석한 것인데, 여가활동을 포함하는 사회활동은 행복한 삶에 직접적으로 뿐만 아니라, 매개변수를 통해 간접적으로도 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
서우석(2015)은 2013년 통계청 ⌈사회조사┘의 저소득층을 대상으로 문화여가 활동이 행복과 사회자본 형성에 미치는 영향을 로지스틱 및 다중회귀분석을 통해 파악했다. 연구 결과, 전반적으로 문화여가 활동은 저소득층의 사회자본 형성에 기여하며, 행복 수준에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이명우·홍윤미·윤기웅(2016)은 2012년 ⌈여가활동실태조사┘ 자료를 활용하여 국민의 여가활동이 행복에 미치는 영향을 3단계 매개회귀분석을 통해 파악한 것으로, 여가만족도는 행복에 통계적으로 매우 유의한 영향을 미치는 것으로 판명됐다.
신승배(2017)는 2016년 ⌈장애인고용패널조사┘ 자료를 통해 장애인의 삶의 질에 영향을 미치는 주요 요인이 무엇인지를 다중회귀분석으로 파악했다. 연구 결과, 삶의 질에 미치는 영향력은 하는 일에 대한 만족도가 가장 크며, 다음으로 수입, 가족, 거주지, 건강, 친구, 여가활동 순으로 나타났다. 정보람·전인수(2017)는 ⌈2014년 서울서베이┘ 자료를 활용하여 다중회귀분석을 통해 소득 및 문화적 여건과 행복의 관계, 소득수준별 행복 영향의 문화적 여건 차이를 탐구했다. 연구 결과, 문화환경 만족도와 일상에서의 문화예술 비중 같은 일부의 문화적 여건은 소득보다 행복감에 더 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다.
이윤경(2018)은 통계청의 2009년, 2011년, 2013년 ⌈사회조사┘ 자료를 활용하여 삶의 질 영향요인의 시기별 변화와 삶의 각 영역에서의 삶의 질에 대한 중요 영향요인을 다중회귀분석을 통해 규명했다. 연구 결과, 모든 연도에 걸쳐 문화여가생활 만족도는 삶의 질에 통계적으로 유의한 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타났다.
이유진·황선환(2018)은 2016년 ⌈국민여가활동조사┘ 자료를 활용하여 F검정을 통해 소득과 여가시간에 따른 행복지수 차이를 검증한 것이다. 연구 결과, 소득이 300만원 이상인 집단의 행복지수가 300만원 미만인 집단의 행복지수보다, 여가시간이 3시간 이상인 집단의 행복지수가 3시간 미만인 집단의 행복지수보다 통계적으로 유의하게 높았다. 마지막으로, 이명우·윤기웅(2022)은 2019년과 2021년의 ⌈국민여가활동조사┘ 자료를 통해 여가만족도가 행복에 미치는 영향을 다중회귀분석을 통해 탐구한 것인데, 이명우·홍윤미·윤기웅(2016)에서처럼 여가만족도는 행복에 매우 유의한 영향을 주었다.
여가와 직접 관계된 연구는 아니지만, 근로시간과 근로소득 간의 상호성을 반영하여 소득과 행복의 관계를 분석한 고혜진·정해식(2022)에 따르면, 전체 취업자(임금 및 비임금 근로자)를 대상으로 할 경우, 소득과 근로시간이 증가하면 행복감도 높아지는 경향이 있지만 특정 수준 이상에서는 근로시간의 과도로 행복이 소득 증가만큼 증대하지는 않는 것으로 나타났다. 이는 소득이 일정 수준을 초과하면 행복에 비근로시간, 즉 여가시간이 중요해진다는 것을 암시한다.
이상에서 살펴본 여가와 행복감의 관계에 대한 선행연구들의 동향을 간단히 정리해보면 다음과 같다. 첫째, 모든 연구에서 여가활동 혹은 여가시간은 행복감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 조사되었다는 점이 눈길을 끈다. 다만, 그 영향의 정도가 다른 요인, 예를 들면 소득이나 건강 혹은 사회적 관계와 같이 전통적으로 행복감의 중요 영향인자로 여겨진 요인들과 비교하여 상대적으로 얼마나 크거나 작은지는 대체로 밝히지 않았다. 둘째, 대부분의 연구가 다중회귀분석 같은 다변량 인과관계 분석을 활용하고 있다는 점도 주목할 만하다. 이는 대부분의 연구가 여가를 행복감의 결정요인 중 하나로 보고 이 같은 가설이 지지되는지, 지지된다면 그 결정력과 통계적 유의성은 얼마인지를 파악하는데 목적이 있기 때문이다. 셋째, 대부분의 연구가 특정 지역, 특정 연령, 특정 계층, 특정 집단을 대상으로 하고 있으며 일반 국민을 대상으로 하는 경우는 소수에 그친다는 점이다. 특정 지역, 특정 연령, 특정 계층, 특정 집단만을 대상으로 하는 연구는 결과의 일반화가 어렵다. 넷째, 3개 연도를 분석한 이윤경(2018)과 2개 연도를 비교한 이명우·윤기웅(2022)의 예외가 있기는 하지만 대부분의 연구가 특정 시점에 국한되어 있다는 점이다. 특정 시점에 국한된 연구는 시기의 변화에 따른 결과 차이를 파악할 수 없다.
본 연구의 특징과 차별성은 다음과 같다. 첫째, 분석 결과의 일반화에 유리하도록 특정 지역, 특정 연령, 특정 계층, 특정 집단을 배제하고 최소 크기 3,021에서 최대 크기 4,678에 이르는 대표본의 일반 국민을 연구대상으로 한다. 둘째, 4개 연도(2019, 2020, 2021, 2022년) 자료에 대해 동일한 분석을 실시함으로써 시계열적 관점에서 분석 결과가 시기와 무관하게 안정적인지, 어떤 추세가 있다면 무엇인지를 파악한다. 앞에서 검토한 것처럼, 이윤경(2018)을 제외하면 본 연구와 관련된 선행연구들은 대부분 특정 시점의 횡단면 분석이거나 두 시점의 횡단면 분석 결과를 비교한 것이다. 그러나 특정 시점의 횡단면 분석은 분석 결과가 그 시점의 특수성과 무관한 보편적 현상인지, 분석 결과가 시점의 흐름에 따라서 어떤 변화 패턴을 보이는지(증가하는지, 감소하는지, 불변인지, 안정적인지, 불안정적인지 등)를 파악할 수 없다. 셋째, 첫 번째 단계로, 행복감을 종속변수로, 응답자의 소득, 인구학적 특성, 건강인식, 여가활동만족도를 독립변수로 하는 중회귀분석을 실시하여 여가활동만족도가 행복감에 미치는 상대적 영향력을 파악한 다음, 두 번째 단계로 여가활동만족도를 종속변수로 하고 여가시간, 여가시설, 여가비용 등을 독립변수로 하는 중회귀분석을 실시하여 이들 독립변수가 여가활동만족도에 미치는 상대적 영향력을 파악한다. 이처럼 2단계의 다중회귀분석을 실시하는 이유는 국민 여가활동과 관련된 정책적 시사점을 얻기 위함이다.
Ⅲ. 연구설계
본 연구는 문화체육관광부가 매년 실시하는 ⌈국민여가활동조사┘ 가운데 2019년부터 2022년까지에 해당하는 4년간의 자료를 활용했다. 본 연구는 시계열적 접근이므로 되도록 많은 시기의 자료를 확보하는 것이 바람직하나 2018년까지는 주요 변수인 ‘건강인식’이 조사되지 않아 포함할 수 없었다.
⌈국민여가활동조사┘는 표본크기가 10,000개가 넘는 대규모 조사이나 본 연구는 다중회귀분석을 사용하고 있어 이에 투입되는 모든 변수에 걸쳐 무응답이 없는 최소 3,021개(2021년)에서 최대 4,678명(2019년)의 응답자를 유효표본으로 채택했다. <표 1>은 2019년부터 2022년까지의 ⌈국민여가활동조사┘ 전체 응답자 수(전체 표본크기)와 본 연구에서 활용된 응답자 수(본 연구의 유효표본), 그리고 그 비율을 보여준다. 표에서 보듯이 4년간 조사에서 연도별 전체 표본크기는 평균 10,061, 유효 표본크기는 평균 3,469, 그리고 유효표본이 전체표본에서 차지하는 비율은 평균 34.5%이다.
| 연도 | 2019년 | 2020년 | 2021년 | 2022년 | 평균 |
|---|---|---|---|---|---|
| 전체 표본 크기(A) | 10,060 | 10,088 | 10,049 | 10,046 | 10,061 |
| 유효 표본 크기(B) | 4,678 | 3,089 | 3,021 | 3,087 | 3,469 |
| 구성비(B/A*100 %) | 46.5 | 30.6 | 30.1 | 30.7 | 34.5 |
<표 2>는 유효표본의 인구학적 특성을 보여준다. 표에 나타난 것처럼 성별은 근소하게 여성의 비중이 크며 연도 간에 편차가 거의 없다. 연령과 (월평균)가구소득도 계급 간 분포가 고른 편이며 연도 간에 큰 편차가 없다. 다만 학력은 해를 거듭할수록 고학력자 비중이 조금씩 증가하는 추세이다.
본 연구는 인과관계 분석이며 주된 방법은 2단계 중회귀분석이다. 1단계는 현재행복수준을 종속변수로 하고 건강인식, 가구소득, 전반적 여가생활만족도, 응답자의 인구학적 특성(성별, 연령, 학력)을 독립변수로 하며, 2단계는 전반적 여가생활만족도를 종속변수로 하고 월평균여가지출액, 여가비충분성, 평일여가시간충분도, 휴일여가시간충분도, 문화여가시설만족도를 독립변수로 한다. 여기서 만족도란 어떤 활동이나 시설, 공간에 대해 기대치와 실제적 경험치 간의 차이를 말하는데, 그것이 작을수록 만족도는 높은 것이며 클수록 불만족도가 높은 것이다. 한편 충분도(혹은 충분성)는 어떤 활동을 위해 필요로 하는 자원(시간, 비용, 지식, 도구, 정보 등)과 실제로 동원할 수 있는 자원의 간극을 의미하는데, 그것이 작을수록 충분도는 높은 것이며 클수록 불충분도가 높은 것이다.
본 연구가 다루는 변수 가운데 월평균여가지출액은 비율척도, 성별은 명목척도(더미 변수), 나머지는 리커트척도 혹은 서열척도이다. <표 3>은 각 변수의 측정도구(질문)와 척도, 단위, 응답 범주 등에 대해 상세히 설명하고 있다.
<표 4>는 각 변수들의 기술통계량(평균과 표준편차)을 제시한다. 현재행복수준은 중위수인 5.5(보통)와 최대치인 10(매우 행복)의 중간 정도인 7.09에서 7.20까지의 평균값을 보여 우리나라 국민은 대체로 자신의 삶을 ‘행복한 편’ 정도로 인식함을 알 수 있으며 표준편차가 작으므로 이 같은 인식은 개인 간에 큰 차이가 없다. 현재행복수준은 연도와 무관하게 7점을 약간 넘는 수준에서 안정적인 값을 보인다. 여가비충분성, 평일여가시간충분도, 휴일여가시간충분도, 문화여가시설만족도, 전반적 여가생활만족도, 건강인식은 모든 연도에 걸쳐 평균 4점대 말에서 5점대 초의 값을 보여 근소하게나마 긍정적으로(중위수 4, 최대치 7) 인식하고 있음을 알 수 있으며, 현재행복수준과 마찬가지로 시기와 무관하게 안정적인 값을 보인다. 표준편차 역시 모두 작은 편이어서 개인 간 인식 차이도 그리 크지 않다고 판단할 수 있다. 마지막으로, 월평균여가지출액은 시간이 흐를수록 완만한 증가 추세를 보이며 다른 변수들과는 달리 표준편차가 평균에 근사하거나 더 크다. 따라서 개인 간 격차가 매우 심하다고 말할 수 있다.
[그림 1]은 본 연구의 모형과 가설(대립가설)을 시각적으로 제시한다. 그림에서 보듯이 본 연구는 두 단계의 인과관계를 설정하고 있는데, 각각은 중회귀모형이다. 회귀모형1은 현재행복수준을 종속변수로, 건강인식과 가구소득, 전반적 여가생활만족도, 연령, 성별, 학력을 독립변수로 하는 모형이며, 회귀모형2는 전반적 여가생활만족도를 종속변수로, 월평균여가지출액, 여가비충분성, 평일여가시간충분도, 휴일여가시간충분도, 문화여가시설만족도를 독립변수로 하는 모형이다. 그림에서 화살표는 인과관계 방향이며 부호(+)는 관계되는 두 변수 간의 인과관계가 긍정적이라는 뜻으로서, 각각의 화살표와 부호 조합은 본 연구의 가설이다. 본 연구는 인구학적 특성이 현재행복수준에 미치는 영향에는 부차적인 관심만 있으므로 통제변수로서의 인과관계는 설정하되 긍정 혹은 부정 등의 가설은 설정하지 않았다. 그림에서 보듯이 전반적 여가생활만족도는 여가와 관계된 5개 독립변수(월평균여가지출액, 여가비충분성, 평일여가시간충분도, 휴일여가시간충분도, 문화여가시설만족도)를 현재행복수준에 연결하는 매개변수로 기능한다.
Ⅳ. 실증분석
회귀모형은 선형모형을 적용한다. 예비분석으로 로그-로그 모형, 준로그 모형, 역준로그 모형 등에도 적합시켜 보았으나 선형모형의 설명력이 준로그 및 역준로그 모형보다 대체로 더 높았으며 로그-로그 모형과는 대동소이했다. 따라서 분석과 해석의 단순성과 편의성을 위해 로그 변환이 불필요한 선형모형을 채택했다. 분석된 회귀모형은 F값, F값의 유의확률(p), 결정계수(R2), 표준화회귀계수(β), t값, t값의 유의확률을 중심으로 결과를 해석한다. 독립변수 간의 다중공선성은 분산팽창계수(VIF)로, 잔차의 독립성은 더빈-왓슨(Durbin-Watson) 값으로 판단한다. 가설검정의 유의수준은 0.05로 통일하며 회귀방식은 독립변수의 수가 많지 않고 독립변수 간의 상관관계가 낮으므로 전변수투입방식으로 사용한다.
<표 5>는 회귀모형1을 2019년부터 2022년까지의 4개 연도에 적용한 결과를 보여준다. 표 하단의 F값과 F값의 유의확률로 판단할 때, 모든 연도에 걸쳐 회귀식은 대단히 유의하다. 더빈-왓슨 값은 모든 연도에 걸쳐 2에 가까운 값을 보여 잔차들은 독립적이라고 볼 수 있고 VIF도 최대 1.921에 불과하여 독립변수 간의 다중공선성도 없다고 판단된다.
독립변수들의 유의확률을 보면 성별더미만 2020년과 2021년에 0.05보다 높게 나타났을 뿐(2019년과 2022년에는 0.05보다 낮음), 다른 변수는 모든 연도에 걸쳐 대단히 유의하다. 관심변수인 전반적 여가생활만족도, 건강인식, 가구소득은 모든 연도에 걸쳐 회귀계수가 양수이고 유의확률은 0.01 미만으로 나타나 연구가설이 강력히 지지됨을 알 수 있다.
독립변수들의 표준화회귀계수(β)를 보면 전반적 여가생활만족도는 2019년 0.390, 2020년 0.296, 2021년 0.262, 2022년 0.392(<표 6> 참조)로, 연도에 따라 약간의 기복은 있지만 4년 평균 0.319의 높은 값을 보인다. 건강인식은 2019년 0.362, 2020년 0.317, 2021년 0.350, 2022년 0.319, 평균 0.337로서 높은 동시에 시기와 무관하게 상당히 안정적인 값을 보인다. 4년 평균을 보면 건강인식이 현재행복수준에 미치는 상대적 영향력이 전반적 여가생활만족도보다 다소 높은 것으로 나타난다. 하지만 2020년과 2021년이 코로나19 시기였으므로 이 시기를 예외적인 경우로 본다면 현재행복수준에 대한 일반적인 영향력은 전반적 여가생활만족도와 건강인식이 유사하거나 오히려 전반적 여가생활만족도가 더 클 수 있다. 이런 판단의 근거는 전반적 여가생활만족도와 건강인식 영향력의 변화추이에 있다. <표 6>을 보면 전반적 여가생활만족도가 현재행복수준에 미치는 영향력은 2019년에 0.390으로 상당히 높은 값을 보였다. 그러다가 코로나19가 만연한 2020년에 0.296, 2021년에 0.262로 떨어진 후 코로나19에서 벗어난 2022년에 다시 0.329로 상승했다. 이에 반해 건강인식이 현재행복수준에 미치는 영향력은 2019년에 0.362, 2020년에 0.317, 2021년에 0.350, 2022년에 0.319로 큰 변화가 없었다. 요컨대, 팬데믹(pandemic) 시대에는 여가활동이 크게 위축되었기 때문에 다른 변수들에 비해 전반적 여가생활만족도가 현재행복수준에 미치는 영향력이 일시적으로 감소했을 수 있다는 것이다.
한편 가구소득의 현재행복수준에 대한 영향력은 2019년에 0.043에 불과했으며, 2020년에도 0.083에 머물렀다가 2021년에 0.121로 약간 증가한 후 2022년에 다시 0.115로 떨어졌다. 4년 평균은 0.091로, 전반적 여가생활만족도와 건강인식의 1/3 수준에도 못미쳤다.
인구학적 변수들의 영향력도 4개 연도에 걸쳐서 큰 변화가 없었으며 전체적으로 보아 가구소득보다 낮게 나타났다. 성별을 보면 모든 연도에서 (다른 조건이 같다면) 여성의 현재행복수준이 남성보다 높았으나 앞서 말한 것처럼 2020년과 2021년에는 유의하지 않았다. 연령과 학력은 모든 기간에 걸쳐 고연령과 고학력자일수록 현재행복수준이 유의하게 높았다.
<표 7>은 전반적 여가생활만족도를 종속변수로 하고 월평균여가지출액, 여가비충분성, 평일여가시간충분도, 휴일여가시간충분도, 문화여가시설만족도를 독립변수로 하는 회귀모형2를 2019년부터 2022년까지의 4개 연도에 적용한 결과를 보여준다. F값과 F값의 유의확률로 판단할 때, 모든 연도에 걸쳐 회귀식은 대단히 유의하다. 더빈-왓슨 값도 모든 연도에 걸쳐 2에 가까운 값을 보여 잔차들은 독립적이며, VIF값 역시 최대 1.954에 불과하여 독립변수 간의 다중공선성도 없는 것으로 판단된다.
독립변수들의 유의확률을 보면 휴일여가시간충분도가 2021년에 0.05보다 높게 나타난 경우를 제외하면 모든 독립변수가 모든 연도에 걸쳐 대단히 유의하다. 또한 모든 회귀계수가 연구가설대로 양수를 보인다.
독립변수들의 표준화회귀계수(β)를 보면 전체적으로 전반적 여가생활만족도에 가장 큰 영향을 미치는 요소는 평일여가시간충분도로서, 2019년 0.234, 2020년 0.200, 2021년 0.154, 2022년 0.160으로 나타나 연도에 따라 약간의 기복은 있지만 4년 평균 0.187(<표 8> 참조)의 값을 보인다. 그다음은 문화여가시설만족도로서, 2019년 0.144, 2020년 0.110, 2021년 0.255, 2022년 0.153, 평균 0.166으로서 2021년을 제외하면 상당히 안정적인 값을 보인다. 여가비충분성도 2019년 0.153, 2020년 0.140, 2021년 0.079, 2022년 0.135, 평균 0.127로서 역시 2021년을 제외하면 상당히 안정적인 값을 보인다. 4년 평균을 보면 평일여가시간충분도와 문화여가시설만족도가 비슷한 크기로 전반적 여가생활만족도에 긍정적인 영향을 미치며, 그 다음이 여가비충분성과 휴일여가시간충분도, 마지막이 월평균여가비지출이다. <표 8>을 보면 2019년과 2022년에는 각 독립변수의 종속변수에 대한 상대적 영향력이 매우 유사하나 2020년과 2021년에는 약간의 변동이 있는데, 이는 회귀모형1에서 설명한 것처럼 코로나19의 영향일 수 있다.
<표 8>을 보면 월평균여가지출액은 한 번의 예외(2021년의 휴일여가시간충분도)를 제외하면 모든 연도에 걸쳐 다른 독립변수에 비해 전반적 여가생활만족도에의 영향력이 가장 낮게 나타났는데, 이는 월평균여가지출액은 화폐단위로 측정되는 객관적, 물적 지표임에 반해 여타 변수는 충분성, 충분도, 만족도와 같은 주관적, 심리적 지표라는 점에 기인할 수 있다. ‘전반적 여가생활만족도’는 행복감과 마찬가지로 매우 주관적이고 질적인 개념이다. 이런 경우 여기에 미치는 영향변수로 객관적, 양적 변수와 주관적, 질적 변수 가운데 어떤 것이 더 설명력이 높은가 하는 것은 특히 ‘행복’ 관련 연구에서 오랜 관심사였는데, 그동안의 실증연구들은 대체로 주관적, 질적 변수가 객관적, 양적 변수보다 설명력이 높다는 결론을 보이고 있다(Diener, 2000; Evans & Huxley, 2002; 윤명숙, 2007; 한석태, 2008 등).
Ⅴ. 결론
본 연구는 문화체육관광부가 실시한 2019년부터 2022년까지의 ⌈국민여가활동조사┘ 자료를 활용하여 중회귀분석을 통해 건강인식, 가구소득, 전반적 여가생활만족도, 응답자의 인구학적 특성(성별, 연령, 학력)이 현재행복수준에 미치는 영향(회귀분석1)과 월평균여가지출액, 여가비충분성, 평일여가시간충분도, 휴일여가시간충분도, 문화여가시설만족도가 전반적 여가생활만족도에 미치는 영향(회귀분석2)을 파악했다. 연구 결과를 요약하면 다음과 같다.
회귀분석1의 경우, 첫째, 건강인식, 가구소득, 전반적 여가생활만족도는 모든 시기에 걸쳐 현재행복수준에 매우 유의하고 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 그 영향력은 코로나19 시대(2020년과 2021년)에 약간의 기복이 있었지만 전반적으로 상당히 안정적이었다. 셋째, 전체 시기를 놓고 보면 건강인식과 전반적 여가생활만족도의 영향력은 서로 비슷한 수준이나 코로나19 시대를 제외하면 전반적 여가생활만족도의 영향력이 건강인식보다 높았다. 넷째, 건강인식과 전반적 여가생활만족도의 영향력은 가구소득에 비해 3배 이상 높았다. 다섯째, (2020년과 2021년 성별의 경우를 빼면) 인구학적 변수인 성별, 연령, 학력도 모든 시기에 걸쳐 현재행복수준에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 다만 그 영향력은 가구소득의 영향력보다 낮았다.
회귀분석2의 경우, 첫째, (2021년 휴일여가시간충분도의 경우를 빼면) 평일여가시간충분도, 문화여가시설만족도, 여가비충분성, 휴일여가시간충분도, 월평균여가비지출 모두 모든 시기에 걸쳐 전반적 여가생활만족도에 매우 유의하고 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 회귀분석1의 경우와 마찬가지로 그 영향력은 코로나19 시대에 약간의 기복이 있었지만, 전반적으로 상당히 안정적이었다. 셋째, 전반적 여가생활만족도에 대한 영향력은 평일여가시간충분도, 문화여가시설만족도, 여가비충분성, 휴일여가시간충분도, 월평균여가비지출 순으로 높았다.
이상의 결과는 다음과 같은 정책적 시사점을 지닌다. 첫째, 소득증대가 행복감에 여전히 긍정적인 영향을 주기는 하지만 영향의 정도는 여가생활과 건강이 훨씬 높다. 이는 우리나라가 선진국 대열에 들어서면서 행복에의 영향요소가 다변화되고 있으며, 여가와 건강의 중요성이 소득을 뛰어넘고 있음을 의미한다. 따라서 국민의 삶의 질 향상을 위해서는 경제성장이나 소득증대에 매몰되어서는 안 되며 국민의 여가활동과 건강 개선에 더욱 많은 투자를 해야 한다. 둘째, 여가활동 확대를 위해서는 명목적인 여가비 증대도 필요하지만, 그것보다는 여가시간과 여가시설의 확충이 우선되어야 한다. 이 중 여가시간 확대는 근로시간 감축과 직결되는데, 널리 알려진 것처럼 우리나라는 근로자의 근무시간이 매우 많은 국가였다. 다행히 2001년 이후에는 꾸준히 감소하여 2022년까지의 감소폭이 OECD 국가 중 가장 크지만(한국경영자총협회, 2023: 1) 여전히 OECD 평균보다 주당 2.47시간이 많으며8) G7 국가와의 격차는 더욱 크다(한국경영자총협회, 2023: 14). 따라서 정부와 제계는 앞으로도 꾸준히 근로시간 단축과 여가시간 확대를 위해 노력해야 한다. 여가시간의 확대는 본 연구에서 다룬 여가시간의 충분성과 관계되는 개념인데, 여가시간이 충분하다는 것은 원하는 여가시간과 실제로 활용할 수 있는 여가시간의 격차가 크지 않다는 것을 뜻한다.
<표 5>와 <표 7>에 제시된 8개 회귀분석의 결정계수는 최소 0.132에서 최대 0.356으로 다소 낮은 편이다. 이런 낮은 설명력은 다음과 같은 요인에 기인한다.
첫째, 종속변수인 행복감이 매우 추상적이고 다차원적이며 질적인 개념이다. 행복감은 응답자가 이를 어떻게 이해하는지, 응답시의 정신적, 정서적 상황이 어떤지에 큰 영향을 받을 것이다. 따라서 행복감을 측정할 때는 측정의 타당도와 신뢰도를 높이기 위한 최소한의 기준이나 근거, 특히 행복감의 정의와 판단기준을 함께 제시할 필요가 있다. 그러나 제2장에서 기술했듯이 본 연구는 문화체육관광부 ⌈국민여가활동조사┘의 “귀하께서는 현재 얼마나 행복하다고 생각하십니까?”라는 질문을 측정도구로 활용했는데, 이 같은 질문에는 행복감의 정의나 판단기준이 부재한다. 이와 비교하여 한국고용정보원(2020: 326) ⌈고령화연구패널조사┘는 행복감을 “동년배의 다른 분들과 비교했을 때 귀하의 전반적인 삶의 질(행복감)에 대해서 어느 정도 만족하고 계십니까?”라는 질문으로 측정하여 행복감의 정의9)와 최소한의 판단기준(비교대상 등)을 제시하고 있다. 행복감을 타자와 무관한 절대적 행복감과 타자에 비교된 상대적 행복감으로 나누어본다면 ⌈국민여가활동조사┘는 전자에 가깝고 ⌈고령화연구패널조사┘는 후자에 가깝다고 볼 수 있는데, 후자의 방식이 전자에 비해 응답자의 판단이 용이하고 응답의 신뢰도나 타당도도 높을 것이다.
둘째, 행복감과 여가생활만족에 영향을 줄 수 있는 여타의 중요 변수가 누락되었다. 그런 변수의 예로, 행복감의 경우는 가족관계나 이웃관계 같은 사회적 관계, 주택이나 자산보유액 같은 경제적 여건, 자기효능감·역할자신감 같은 정신적·정서적 변수를 들 수 있으며 여가생활의 경우는 시설 혹은 도구 접근성, 프로그램 다양성 등을 들 수 있다.
셋째, 변수 간의 인과관계가 일방적이 아니라 다방면적 혹은 쌍방적이며 다양한 매개변수가 작용할 수 있는데 이를 고려할 수 없었다. 예를 들면, ‘소득 → 건강 → 사회적 관계 → 행복감’, ‘소득 → 사회적 관계 → 자기효능감 → 행복감’ 등의 인과관계도 있을 수 있다.
이런 문제들은 자료의 한계에 원인이 있다. 본 연구는 ⌈국민여가활동조사┘ 자료를 활용했기 때문에 자료에 없는 변수는 다룰 수 없었고 측정수단(질문) 역시 바꿀 수 없었다. 또한 2019년부터 2022년까지의 4개 연도 자료만을 활용해서 시계열분석으로서는 부족한 감이 있다.
이런 점들을 고려한다면 향후의 연구는 목적에 맞게 별도로 설계된 설문자료를 활용하여 구조방정식모형으로 접근할 필요가 있다. 구조방정식모형은 측정오차를 통제할 수 있고 모형적합도와 매개효과의 크기 및 유의도 등을 제시할 뿐만 아니라 복잡한 인과관계를 한 번의 분석으로 일목요연하게 파악하도록 도와준다. 다만 일회성 접근으로는 시계열적 분석이 불가능하므로 본 연구보다 장기적인 추세를 파악하려면 지속적으로 자료가 축적되어야 한다.
