농어촌지역 고령자의 행복감에 영향을 미치는 결정요인

The Factors Affecting Happiness in Older Rural Residents

Abstract

The purpose of this study is to analyse the factors affect happiness in older rural residents, and to discuss the implications the findings. For this, we used Survey of Rural Well-being conducted by the Rural Development Administration in 2017. From this dataset, 2,804 individuals aged 60 and older were selected for this study. We used ordered logistic model considering the nature of the dependent variable. The results of this study can be summarized as follows. First, among demographic characteristics, age, presence of spouse, and internet use had positive effect on happiness in older rural residents. Second, among economic characteristics, while housing ownership, household income had positive effect on happiness in older residents, public assistance had negative effect. Third, among condition satisfaction characteristics, family satisfaction and total life condition satisfaction have positive effect on happiness of rural elders. Fourth, some factors of happiness varied across different age groups. Therefore, to improve happiness of older rural residents, policy measures should be taken to help them their computer and Internet capabilities, increase household income, and improve family relationship.

keyword
Rural AreaEldersHappinessCondition Satisfaction

초록

본 연구의 목적은 농어촌지역거주 고령자의 행복감에 영향을 미치는 요인을 분석한 다음, 이를 바탕으로 정책적 함의를 논의하는 것이다. 이를 위해 2017년 농어업인복지 실태조사 자료에서 결측치를 제외한 60세 이상 고령자 2,804명을 추출하여 분석대상으로 삼았다. 종속변수의 특성을 고려하여 순서형 로짓모형을 사용하였다. 분석결과는 다음과 같이 요약된다. 첫째, 인구사회학적 특성 중 연령이 높아질수록, 배우자 있을 경우, 그리고 정보화가 되어 있는 경우가 농어촌 고령자의 행복에 정적인 영향을 미쳤다. 둘째, 경제적 특성 중 주택보유가 자가인 경우와 가구소득이 높은 경우가 농어촌 고령자의 행복에 정적인 영향을 미친 반면, 공적 부조를 받는 경우는 농어촌 고령자의 행복에 부적인 영향을 미쳤다. 셋째, 여건만족도 중에서 가족만족도와 전반적인 생활여건 만족도가 높을수록 농어촌 고령자의 행복에 정적인 영향을 미쳤다. 넷째, 고령자 행복에 미치는 영향요인이 연령대별로 다른 경우가 있었다. 따라서 농어촌 고령자의 행복을 증진시키기 위하여 고령자의 정보화지원, 고령자가구의 소득증진, 가족관계의 재설계등에 대한 정책적 지원이 필요하다.

주요 용어
농어촌지역고령자행복감여건 만족도

Ⅰ. 서론

우리 사회는 2000년에 고령화 사회에 진입하였으며, 2017년 8월에는 65세 이상 노인이 14%를 초과하면서 이미 고령사회에 진입하였다. 이와 더불어 65세 이상 고령자 가구 비율이 2017년 현재 20.5%나 되며, 고령자 가구를 유형별로 보면, 1인 가구 비중이 33.4%로 가장 많고, 그 다음은 노인 부부 가구가 32.7%를 차지하고 있어서 노인만으로 구성된 가구의 비율이 무려 66.1%나 된다(통계청, 2017a).

2014년 기준으로 지역별 노인 규모는 동지역 70%, 면 20%, 읍 10% 등이며, 전체 노인 인구 중에서 농촌노인은 약 30% 정도라고 알려져 있다(조미령, 박지연, 2015). 이는 당시 전체인구의 91.66%가 도시에 살고 9% 미만의 인구가 농촌에 거주한다는 점에서 농촌지역에 고령자가 상대적으로 아주 높다는 것을 알려준다. 게다가 후기 고령자일수록 농촌지역에 사는 비율이 높다(정경희 등, 2014). 따라서 농어촌지역의 고령화 수준은 전국 평균에 비하여 훨씬 높다.

우리 사회는 농경사회에서 출발하여 단기간에 산업화, 정보화, 도시화를 거치면서 사회적 환경이 과거와 크게 달라졌다. 이렇게 하여 가치관도 개인 중심의 서구적 가치관으로 빠르게 전환되고 있다. 그러나 고령자들은 이러한 사회 환경의 변화에도 불구하고 전통적인 가치관과 라이프스타일을 고수하려는 경향이 있다. 따라서 우리나라 고령자들은 변화된 사회 환경에 대한 부적응이 커지고 심리적 안녕이 악화될 가능성이 커질 수밖에 없다.

2014년 노인실태조사 결과에 의하면, 65세 이상 노인 33.1%가 우울증상을 지니고 있으며, 연령이 높을수록, 소득이 낮을수록, 여성일수록 노인의 우울증상 비율이 높았으며, 10.9%는 자살을 생각해본 적이 있다고 응답하였고, 그 중 자살을 시도한 응답자는 12.5%나 되었다(정경희 등, 2014). 2017년 고령자 통계에 따르면 고령자의 44.1%가 스트레스를 받고 있고(통계청, 2017a), 10만 명당 자살건수는 60대 46.8명, 70대 73.9명, 80대 이상 112.7명으로 노화될수록 자살률이 높아지고, 그 비율도 세계에서 유례를 찾아볼 수 없을 정도로 높은 편이다(통계청, 2017b). 이러한 통계지표는 우리나라 고령자들의 사회적 부적응과 심리적 안녕의 악화를 나타내는 지표라고 할 수 있겠다.

고령자의 삶의 질을 연구하는 연구자들이 가장 많은 관심을 보이는 측면이 심리적 안녕(psychological well-being)의 측면이라면 이는 생활만족도(life satisfaction)일 것이다(배진희, 2006; 오승환, 2007, 이소정, 2013; 박창제, 2015; 하상희, 2018; 김기태, 송진영, 정종화, 2018; Nimrod, 2007; Nakahara, 2013; Hillier & Barrow, 2011). 이러한 이유로 지금까지 대부분의 연구자들이 고령자의 생활만족도와 관련된 연구를 진행해 왔다. 행복(happiness)이나 생활만족도(life satisfaction)가 개개인의 주관적인 느낌을 나타낸 것이긴 하지만 구체적인 범위나 내용면에서 차이가 있다는 점을 고려하면 행복감과 생활만족도를 구분하여 사용할 필요가 있다는 주장도 있다(Yew-Kwang, 2018). 이러한 주장이 널리 보급되면서 최근 연구자들이 고령자의 사회적 행복(social happiness) 또는 행복(happiness)의 관점에서 연구가 증가하고 있다(김정현, 전미애, 2018, 전미애, 김정현, 2016, 2017; 박영신, 김의철, 2009; Thin, 2012; Diener & Biswas-Diener, 2017). 게다가 최근 정책담론에서, “공공의 행복을 평가할 때 정책 평가자들은 GDP를 넘어서 행복(happiness)을 중심에 위치해 두어야 한다는 주장”(Thin, 2012, p.91)이 설득력을 얻으면서 행복감에 대한 관심이 더욱 높아진 상태이다.

행복감에는 사회 인구학적 변수나 사회경제학적 변수가 영향을 미치게 된다(Brereton Clinch, & Ferreira, 2008). 실제, 연령, 성별, 결혼상태 같은 개별적인 사회 인구학적 변수와 소득, 주택소유, 고용상태 같은 경제학적 특성들이 행복감에 영향을 주는 것이 확인되었다(전미애, 김정현, 2016, 2017; Ball & Chernova, 2008; Cooper, Bebbington, & Livingston, 2011; Brereton, Clinch, & Ferreira, 2008). 환경적인 특성도 행복감에 주요한 영향을 주는 것으로 확인되었다. 비행기소음(van Praag & Baarsma, 2005), 공기 오염(Welsch, 2006), 기후(Rehdanz & Maddison, 2005)도 행복감에 영향을 주는 것으로 나타났다.

농촌지역 고령자들은 지역에 따라 인구밀도, 농업여부 등에서 상당히 다양하긴 하지만(강성원, 이해경, 2016; Dofrman, 2003) 평균적으로 도시 거주 고령자들에 비하여 소득수준이 낮고 공교육을 적게 받으며, 낮은 건강상태, 열악한 주거상태, 사회참여 제한, 정보화 제한(이향수, 이성훈, 2018), 보건 및 복지서비스 이용과 접근성이 떨어진다(Dofrman, 2003). 이러한 특성은 농촌지역 고령자들이 체감하는 행복감에 부정적인 영향을 주는 것으로 나타났다(강성원, 이해경, 2016; 최순희, 윤현숙, 김영범, 임연옥, 2018; 장은영, 김신열, 2014; 이향수, 이성훈, 2018; 윤성호, 주상현, 2018; Dofrman, 2003). 또한 농촌은 비교적 좁은 지역적·자연적·사회적 환경 하에서 새로운 문화적 접촉의 기회가 적어서 폐쇄적·전통적 문화양식체계를 가지고 있는 것으로 알려져 있다(김영종, 2005, pp.125-126). 따라서 농촌지역 고령자들은 도시 고령자에 비하여 사회변화에 둔감하고 가치관도 전통적인 성향을 보일 가능성이 높다. 이러한 점도 농촌지역 고령자의 안녕이나 행복감에 영향을 미칠 것이다.

이렇게 농촌지역거주 고령자와 도시지역거주 고령자의 사회 인구학적 환경이나 생활 여건에서 큰 차이를 보이고 있다는 것은 확실하다. 그럼에도 불구하고 우리나라에서 지금까지의 거의 대부분의 연구가 농어촌 고령자를 구분하지 않았거나 도시 고령자만을 대상으로 고령자의 안녕이나 행복을 분석하였다(김기태, 송진영, 정종화, 2018; 김정현, 전미애, 2018; 김판수 등, 2014; 류재린, 2017; 박영신, 김의철, 2009; 박창제, 2015; 배진희, 2006; 오승환, 2007; 유재순, 김지현, 김정은, 김혜진, 오승유, 정다은, 2018; 윤명숙, 이묘숙, 2012; 이미숙, 김희섭, 홍순구, 2015; 이소정, 2013; 이순자, 전은화, 2015; 이지현, 한경혜, 2012; 장인수, 김홍석, 2016; 전미애, 김정현, 2016, 2017; 하옥진, 최혜경, 오은정, 2017). 이에 반해 본 연구는 연구가 미약한 농어촌지역 거주 고령자의 행복에 관하여 연구한다는 점에서 학술적, 정책적으로 의미가 있을 것으로 판단된다.

이러한 맥락에서 본 연구는 농어촌지역거주 고령자의 행복감에 영향을 미치는 요인을 분석한 다음, 이를 바탕으로 정책적 함의를 논의하고자 한다. 본 연구는 농어촌지역 고령자의 행복감에 미치는 영향요인을 분석함으로써 농어촌 지역 거주 고령자를 위한 복지정책을 수립하는 데 기초자료가 될 수 있을 것이다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 고령화와 행복감

노년학에선 고령화가 기본적으로 생리적 노화, 심리적 노화, 사회적 노화를 가져온다고 보고 있다(Hillier & Barrow, 2011). 따라서 고령화는 행복감에도 영향을 줄 것이다. 그렇다면 행복감이란 무엇일까? Thin(2012, p.33)은 행복감(happiness)이 정의 가능한 실체(definable entity)가 아니라 우리의 삶이 얼마나 잘 진행되는지 평가하는 일종의 대화(conversation)로 이해하는 것이 가장 적절하다고 주장하였다. 그렇다면 모든 대화와 마찬가지로 행복감은 실체라기보다는 과정(process)으로 존재하는 역동적이고 상호 작용적이라고 볼 수 있다. 이러한 대화는 좋은 감정(good feelings)(소소한 만족감에서 참을 수 없는 흥분이나 극도의 환희를 포함), 만족감, 그리고 의미나 취지, 일관성 등으로 구성된 야심의 주제들이 포함된다. 이러한 모든 복잡성에도 불구하고 행복감은 이해하기 쉽고 통역하기 용이한 근사 경험(experience-near) 개념이다(Thin, 2012, p.33). 어떤 다른 용어도 사회가 훌륭한 삶(good lives)을 촉진하는 방법, 또는 관리하는 방법을 논의하고 평가하는 데 있어서 이 보다 강력하지는 않을 것이다.

사실 사람들이 행복감에 관하여 각양각색의 다른 개념을 갖고 있다. Diener와 Biswas-Diener(2017)는 행복감을 주관적 안녕(subjective well-being)이라고 보고 행복감을 각 개인이 정의하는 주관상태로 간주하였다. 이러한 행복감에는 긍정적이고 기분좋게 경험한 기쁨(joy), 애정(affection), 감사한 마음(gratitude)에 이르는 모든 즐거운 정서들이 포함된다. 이러한 정의는 경제학에서 효용(utility)의 개념과 유사하다. 공리주의(utilitarianism)에서 출발한 효용의 개념은 주관적인 만족도를 나타낸다(Mankew, 2001, p.447). 이 주관적 만족도는 행복감(happiness), 즐거움(pleasure), 기분 좋음(good-feeling)을 포괄하는 개념이다. 공리주의자들에 따르면 효용은 모든 공적 행동과 사적 행동의 궁극적 목표(ultimate objective)라고 하였다(Mankew, 2001, p.447). 그런데 Yew-Kwang(2018)은 사회적 목표로서 생활만족도가 아니라 행복이 더 선호되어야 한다고 주장하였다. 왜냐하면 생활만족도는 염원수준(aspiration level)에 따라서 영향을 받기 쉽고 결과 간 비교가 쉽지 않은 반면, 행복감은 비교가 상대적으로 용이하고 개인이 귀중하게 경험한 규범적 가치(normative value)를 잘 나타내기 때문이라는 것이다(Yew-Kwang, 2018, pp.10-20). 선행연구들을 검토해 본 결과, 행복감과 만족도에 대한 정의는 학자에 따라 달리 하기도 하고 동일한 개념으로 수용하기도 한다. 따라서 이들 용어를 개념적으로 정의하거나 조작적 정의를 하는 데 있어서 논란여지가 있다. 다만, 연구목적이나 사용할 연구방법 또는 설문 구성에서 행복이라는 측면에서 접근할 것인지 주관적 만족도 측면에서 접근할 것인지에 따라 적절히 고려하여 사용할 필요가 있다.

행복감을 증진하기 위한 정책적 열망에서는 3가지 핵심 개념이 존재한다. 즉, 행복감을 계산할 수 있는지, 행복감이 계산되어야 하는 것인지, 행복감은 향상시킬 수 있는 것인지(Thin, 2012, p.3). 나아가, 행복감이 훌륭한 관계, 문화적응, 공평한 제도 등에서 생기는 사회적인 것인지 대한 논란도 있다. 근대 경제학의 아버지인 Smith는 행복은 사회적이라는 점을 강조하였다. 즉 개인의 행복도 중요하지만 순수한 개인주의는 사람을 행복하게 하지는 못한다는 것이다. 왜냐하면 우리의 행복감은 인지되어야하기 때문이다. 공리주의 정책 창시자인 Jeremy Bentham은 행복의 극대화를 주장하였다. 이러한 의미에서 공리주의는 최대다수의 최대행복을 추구한다. Bentham이 생각한 행복감은 즐거움의 합에서 고통의 합을 뺀 수치였다(Thin, 2012).

사회가 나아지고 있다(progress)는 것을 나타내는 가장 강력하고 민주적인 지표가 단연코 행복감이라는 지표(happiness indicator)인 점은 분명하다(Thin, 2012, p.92). 세상이 빠르게 변화하고 있는 요즈음에도 많은 기관과 정부들이 사회적 발전에 대한 지표로서 행복감이라는 지표를 사용하고 싶어 한다.

행복감의 측정방식으로는 주관적 보고방식이 주로 활용된다. 경제학자 Stiglitz et al.(2009, p.145)는 단일 질문으로 이루어진 행복감에 대한 자기보고(single-question happiness self-report)가 사람들이 겪은 다양한 경험을 각자의 선호(preference)를 반영하여 알려주는 자연스런 방식이라고 주장하였다.

국내 연구에서 고령자 또는 노인의 행복 또는 행복감을 정신건강 관련 연구의 종속변수로 많이 사용하고 있고(장인수, 김홍석, 2016; 윤명숙, 이묘숙, 2012; 하옥진 등, 2017; 이주일 등, 2006), 삶의 만족도와 동일시하거나 유사한 개념으로 고려되고 있다(김정현, 전미애, 2018; 전미애, 김정현, 2016, 2017; 장인수, 김홍석, 2016; 류재린, 2017; 이순자, 전은화, 2015).

2. 선행연구 검토

최근 사회경제학적, 그리고 사회인구통계학적 특성들을 활용하여 자기 보고식 개인의 행복감을 설명하는 연구들이 늘어나고 있다(김정현, 전미애, 2018; 전미애, 김정현, 2016, 2017; 유재순, 김지현, 김정은, 김혜진, 오승유, 정다은, 2018; 하옥진, 최혜경, 오은정, 2017; 윤명숙, 이묘숙, 2012; 류재린, 2017). 다만 행복에 관한 구체적인 질문은 연구 문헌의 주제에 따라 차이를 보이고 척도의 범위도 달랐다(3점 척도에서 100점 척도). 우선 고령자의 행복을 종속변수로 하여 분석한 연구들을 살펴보면 다음과 같다.

전미애와 김정현(2016)에서는 2012년 고령화패널조사(KLoSA)를 활용하였고, 행복감의 척도는 “동년배의 다른 분들과 비교했을 때의 전반적인 삶의 질에 대하여 어느 정도 만족합니까?”(0~100점)라는 질문에 대한 응답을 행복감 척도로 활용하였다. 독립변수는 금전수혜가 정기적, 비정기적, 전혀 없음, 그리고 금전제공이 정기적, 비정기적, 전혀 없음으로 설정하였다. 통제변수는 나이, 성별, 종교, 교육, 결혼유무, 자녀수, 건강상태, 자녀연락빈도였다. 회귀모형은 전체, 저소득집단, 고소득집이라는 3가지 유형으로 사용하였다. 전체집단과 저소득집단에서는 자녀가 정기적 또는 비정기적 금전수혜가 행복감을 높였고, 고소득집단에서는 자녀에 대한 비정기적 금전제공이 행복감을 높이는 것으로 나타났다. 김정현과 전미애(2018)는 이전 연구와 마찬가지로 고령화패널조사(KLoSA)를 사용하였지만, 연도는 2014년 조사자료였다. 연구목적은 연령집단별로 행복감에 미치는 영향요인을 분석하는 것이었다. 역시 종속변수는 “동년배의 다른 분들과 비교했을 때의 전반적인 삶의 질에 대하여 어느 정도 만족합니까?”(0~100점)라는 질문에 대한 응답을 행복감 척도로 활용하였다. 사회활동으로서 경제활동, 여가활동, 친목활동, 종교활동, 가족활동 참여율이 연령집단별(연소노인 65-74세, 중고령노인 75-84세, 초고령노인 85세 이상)로 어떤 영향을 주는 지 회귀분석하였다. 분석결과, 연소노인은 경제활동을 제외한 여가활동, 친목활동, 종교활동, 가족활동이, 중고령노인은 친목활동, 가족활동이, 초고령노인은 가족활동만이 고령자의 행복에 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다. 동일한 2014년 고령화패널조사(KLoSA)자료를 활용한 전미애와 김정현(2017)에서도 행복감의 척도를 종속변수로 사용하였다. 다만 독립변수는 공적연금 비중, 사적이전 비중, 자기소득 비중으로 설정하고, 통제변수는 연령, 성별, 교육수준, 배우자 유무, 건강상태, 기초생활수급여부, 공적연금액, 사적연금액, 자기소득액, 이들 금액의 비중 등으로 하여 회귀분석하였다. 분석결과는 가구총소득과 교육수준이 높을수록, 배우자가 있는 경우와 기초생활급여를 받지 않는 경우, 그리고 건강상태가 좋을수록 노인의 행복감은 높아지는 것으로 확인되었다. 전미애와 김정현이 3번의 연이은 연구는 종속변수로 행복감을 사용하였다는 점에서, 그리고 고령자의 주요한 사회활동, 주요 유형의 소득, 연령집단 등의 특성별로 인과관계로 확인했다는 점에서 새로운 학문적 지평을 넓혔다는 의의가 있다. 그러나 전반적인 삶의 질에 대한 만족감을 행복으로 대체하는 것이 적절한지에 대한 논란이 있을 수 있다.

유재순 등(2018)은 2017년 충청도 한 도시에서 거주하는 지역사회재가노인 191명에 대하여 설문조사를 하여 자료를 수집하였다. 종속변수는 행복의 점수로 하고 독립변수는 종교, 건강상태인식, 신체활동수준, 우울로 설정하여 회귀분석을 하였다. 행복점수는 100점 만점으로 하고, 삶의 만족도 3문항 점수의 합+긍정적인 정서 3문항 점수 합)-부정적 정서 3문항으로 구성하여 계산하였다. 분석결과, 종교, 신체활동수준(=최소한의 신체활동), 우울이 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 이 연구는 표본크기가 너무 작고 표집방법도 비확률적이며, 변수구성도 편향되어 있다는 문제점이 있었다.

하옥진, 최혜경, 오은정(2017)은 경로당 노인 165명에 대하여 비확률적 방법으로 조사하여 자료를 수집하였다. 종속변수는 ‘늙어감에 대한 행복감’에 대한 36개 문항 4점 척도로 구성되었다. 일반적 특성에 따라서 우울, 가족지지, 사회적지지, 늙어감에 대한 행복감의 차이를 분석한 다음, 이를 근거로 배우자유무, 가족지지, 친구 만남횟수가 늙어감에 대한 행복감에 영향을 미치는 지 회귀 분석하였다. 분석결과는 배우자가 있는 경우, 가족지지가 있는 경우가 행복감에 정적인 영향을 주고 친구 만남횟수는 오히려 행복감에 부정적인 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 이 연구도 표본크기가 작고 표집 방법의 문제만 아니라, 변수구성도 통제변수도 없이 연구자의 임의적 선택에 의하여 종속변수를 3개만으로 구성한 문제를 안고 있다.

윤명숙과 이묘숙(2012)은 할당표집방법을 활용하여 4대 광역시 거주자 노인을 조사하여 641부를 연구에 활용하였다. 노인의 경제상태가 행복에 미치는 데 자아존중감이 매개하는지 분석하였다. 종속변수는 12개 문항 5점 척도로 구성된 행복지표를 활용하였다. 분석결과 자아존중감은 노인의 경제 상태와 행복간의 관계를 완전히 매개하는 것으로 나타났다. 즉, 노인의 경제 상태는 자아존중감을 매개로 행복에 정적인 영향을 미친다는 것이다.

류재린(2017)은 2014년 생활시간조사에서 얻은 자료 중 65세 이상 노인 9,226명에 대한 자료를 이용하여 관계재가 노인의 행복이 미치는 영향을 분석하였다. 종속변수인 행복의 대리지표로 5점 척도로 구성된 ‘전반적인 삶 만족도’와 ‘생활시간만족도’를 이용하였다. 분석모형은 순서형 프로빗모형에 기반하여 소득구간, 개인소득 로그값, 활동시간[노동, 학습, 가족간계, 사회관계(교제, 참여봉사), 여가(문화․레저산업참여, 미디어, TV 시청), 성별, 연령, 학력, 고용․자영자, 경제활동, 미취학아동, 주거면적, 자가, 독거노인, 2인 이상 노인가구, 여성 독거노인을 독립변수로 하여 회귀하였다. 가족관계, 사회관계(교제, 참여봉사)는 전반적 삶의 만족도에 정적인 영향을 미쳤고, 가족관계가 생활시간 만족도에는 유의한 영향을 주지 않았지만 사회관계(교제, 참여봉사)는 생활시간 만족도에는 유의한 정적 영향을 미쳤다. 이 분석모형은 다양한 변수와 순서형 모형을 사용하였다는 점에 본 연구에 많은 참고가 되었다.

강승원과 이해경(2016)은 2016년 전북지역 장애인복지관에서 장애고령자 459명의 행복감에 미치는 영향요인을 농촌과 도시지역간 비교하였다. 종속변수인 행복감은 단일 문항 11점 척도를 사용하였고, 인구회학적 변인, 일상생활동작(ADL)변인, 사회적 고립감, 사회활동참여를 독립변수로 하여 통상회귀분석을 하였다. 분석결과 농촌지역 장애 고령자는 장애기간과 사회활동이 행복감에 긍정적인 영향을 미쳤고 사회적 고립감은 행복감에 부정적인 영향을 미쳤지만, 도시지역 장애고령자는 사회참여활동만이 행복감에 영향을 미치고 다른 변수는 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 따라서 도·농간의 행복감에 미치는 영향변수가 일부 다르게 나타났다. 그러나 이 연구는 종속변수가 단일 문항의 서열 리커트 척도인데 이를 그대로 통상회귀분석에 투입함으로써 모형의 적합성에 의문을 남겼다.

본 연구에 참고하기 위하여 국내외의 선행연구를 검토하여 보았으나 농촌노인이나 농어촌 고령자의 행복감에 영향을 미치는 요인을 분석한 연구는 찾을 수 없었다. 그러나 행복감과 근사 유사개념인 농촌노인의 생활만족도에 미치는 연구는 많이 이루어지고 있었다. 이 중 본 연구와 관련된 주요한 연구들을 살펴보면 다음과 같다.

이미경, 최영순, 남은숙(2017)은 농촌거주 노인의 소비생활만족도에 영향을 미치는 결정요인을 분석하였다. 분석 자료는 2015년 사회조사자료에서 농촌거주 7,978명의 노인을 추출하여 활용하였다. 분석결과, 교육수준, 소비생활만족도, 고민상담상대가 있음, 여가생활만족도, 자원봉사활동이 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 이 연구는 사회조사자료에서 그 외 중요한 변수, 가령 경제활동, 소득 등이 있음에도 불구하고 이들을 포함시키지 않았다는 점과 회귀모형에 대한 설명이 없다는 점이 한계점이다.

이서영(2015)이혜자, 박경애(2009)은 가족관계망과 생활만족도의 관계에 관한 연구를 하였다. 이서영(2015)은 성별차이에 따른 농촌지역 노인의 가족관계망 특성이 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석하였다. 연구자료는 경기도 지역 65세 이상 노인 300명을 임의 표집한 자료였다. 종속변수는 18개 항목의 3점 척도로 구성된 삶의 만족도였다. 연령, 학력 등 사회경제학적 특성을 통제변수로 정하고, 독립변수로 가족관계망과 연관된 동거자녀수, 비동거자녀 전화연락, 배우자의 경제적지지, 도구적지지, 정서적지지 등 17개를 설정하여 성별로 구분하여 회귀분석을 하였다. 분석결과, 남성노인은 배우자로부터 도구적, 정서적지지가 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미친 반면, 여성노인은 배우자로부터의 도구적, 정서적지지, 자녀로부터 정서적 지지가 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이혜자와 박경애(2009)는 농촌노인의 가족관계망 유형과 생활만족도간 관계분석을 위해 K-평균 군집분석을 한 다음, 분류한 변수를 생활만족도에 회귀분석을 하였다. 이들도 편의표집방식을 사용하여 경기도 지역에 거주하는 65세 이상 노인 300명을 선정하였다. 분석결과, 건강상태(만성질환), 주관적 경제상태, 성별, 학력, 손자녀와의 대면접촉, 배우자의 정서적지지가 생활만족도에 유의하게 정적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이신영, 윤진숙, 조희금(2014)은 농촌노인의 자녀 및 이웃과의 사회적지원이 생활만족도에 미치는 영향을 분석하였다. 연구대상은 전국노인을 대상으로 층화무작위추출로 1,000명을 표집한 농촌노인들이었다. 종속변수는 전반적 생활만족도로 하고 독립변수는 자녀와 이웃에 대한 접촉빈도, 도구적 지원 제공 또는 수혜, 신체적 지원 제공이나 수혜, 경제적 지원 제공이나 수혜로 설정하고, 통제변수는 인구사회학적 특성들로 설정하였다. 이렇게 하여 노인 1인 가구와 2인 가구를 구분하여 회귀 분석한 결과 농촌노인 1인가구는 자녀와 접촉빈도, 이웃과의 접촉빈도만이 생활만족도에 정적인 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났고, 농촌노인 2인 가구는 자녀와 접촉빈도, 이웃에 대한 도구적 지원제공만이 생활만족도에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이 연구는 농촌노인이 도구적, 신체적, 경제적 지원이 아니라 접촉빈도가 생활만족도에 큰 영향을 받는다는 사실을 확인하였다는 점에서 큰 시사점을 제시하였다.

안종철과 임왕규(2014)는 농촌노인의 사회활동과 여가활동이 주관적 삶의 질에 미치는 영향을 분석하였다. 자료는 경기도 특정 지역 60세 이상 농촌노인 324명에 대하여 수집하여 사용하였다. 종속변수는 주관적인 삶의 만족도를 삶의 질로 정의하였는데, 그 구성은 전반적인 삶의 만족도, 주관적 건강만족도, 주관적 경제만족도의 5점 리커트 척도로 구성된 20개 항목이었다. 독립변수는 사회활동부문에선 20개 문항을 요인 분석하여 자원봉사활동, 종교활동, 경제활동, 지역사회참여활동 각각에 대한 5개 문항의 5점 리커트 척도로 구성하였고, 여가부문에서는 23개 문항을 요인 분석하여 취미활동 7개 문항, 학습활동 6개 문항, 사교활동 5개 문항, 소일거리 4개 문항으로 구성하였다. 회귀분석한 결과 전반적 삶의 만족도에는 사회활동 중 종교활동이, 여가활동중에는 소일거리를 제외한 모든 여가활동이 정적으로 유의한 영향을 미쳤다. 주관적 건강만족도엔 자원봉사활동, 종교활동, 취미활동, 소일거리가 정적인 영향을 미쳤고, 주관적 경제만족도에는 경제활동, 취미활동과 사교활동이 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 만족유형에 따라 사회활동이 미치는 영향이 다르다는 점을 확인할 수 있다.

박순미(2010)염지혜(2016)는 생활만족도에 미치는 영향을 도시노인과 농촌노인을 비교하여 연구하였다. 박순미(2010)는 도시노인과 농촌노인의 특성에 따라서 노인의 생활만족도에 영향을 미치는 지를 구조방정식 모형으로 분석하였다. 분석자료는 고령화 연구패널 1차 조사(2006년) 자료 중 65세 이상 도시지역 노인 1,748명, 농촌지역 노인 1,200명이었다. 경로계수 추정치를 살펴본 결과, 도시지역 노인의 경우 주관적 건강상태, 우울 수준, 취업기간, 사회활동 참여정도, 자녀연락정도가 생활만족도에 유의한 영향을 미치는 반면, 농촌지역 노인의 경우는 건강상태, 우울 수준, 현재 노동여부, 사회활동 참여정도가 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 염지혜(2016)도 도시노인과 농촌노인의 특성에 따라서 노인의 생활만족도에 영향을 미치는 지를 분석하였다. 여기에선 고령화연구패널 1차에서 4차 조사(2012년)까지 네 시점 자료를 포함하여 분석하였다. 여기서 농촌노인 853명, 도시노인 1,986명을 추출하여 분석에 활용하였으며, 역시 구조모형을 사용하였다. 분석결과 배우자가 있는 경우 농촌노인이 도시노인보다 삶의 만족도가 높았고, 친구․이웃과의 만남빈도가 삶의 만족도에 미치는 영향이 도시노인보다 높은 것으로 나타났다. 박순미(2010)염지혜(2016)는 도시노인과 농촌노인을 비교 연구하였다는 점에서 의의가 있다.

그 외 환경적인 특성도 행복감에 주요한 영향을 주는 것으로 확인되었다. 비행기소음(van Praag & Baarsma, 2005), 공기오염(Welsch, 2006), 기후(Sekulova, Berg, 2013; Rehdanz & Maddison, 2005)도 행복감에 영향을 주는 것으로 나타났다.

본 연구는 선행연구 검토를 바탕으로 자료의 활용가능성과 일반화 가능성 측면을 고려하여 농어촌지역만을 대상으로 한 대규모 농어촌복지실태조사 자료를 활용하였다는 점에서 행복감에 미치는 요인을 분석한 기존의 타 연구와는 큰 차이가 있다. 또한 분석의 적합성을 제고하기 위하여 순서형 모형을 사용하였고 변수 구성에서 여건만족도라는 새로운 변수가 포함된 점도 학술적인 의의가 있다.

Ⅲ. 연구방법

1. 자료설명

이 연구에서 활용하는 「농어업인복지실태조사」는 2004년부터 시작되었다. 조사목적은 농어촌의 복지실태, 보건의료, 사회안전망 및 복지서비스 등에 관한 실태를 파악·분석하여 농어촌의 특성에 맞는 복지증진 및 지역개발시책의 수립·시행 등에 필요한 기초자료를 제공하는 것이다. 해마다 표본 내용과 구성이 보완과 수정이 이루어졌다. 표본규모 3,995가구로 구성된 2017년 농어업인 복지실태조사자료는 이용할 수 있는 최신자료이기도 하고 설문구성 내용이 어느 연도보다 본 연구 모형에 가장 적합하다. 본 연구에서는 이 자료들 중 60세 이상 고령자를 연구대상자로 설정하고 결측치 정리를 거쳐서 2,804개의 케이스를 연구에 포함시켰다. 60세 이상을 대상자로 선정한 이유는 우리나라 「국민연금법」에서 60세부터 노령연금수급권을 가지는 것으로 규정하고 있고, 통상 60세에 은퇴한다는 인식이 널리 퍼져있기 때문이다1).

2. 연구모형

선행연구에 기초하여 종속변수와 독립변수를 구성하였다. 종속변수는 행복감(happiness)으로 선정하였다. 본 조사 설문지에서 “귀하는 지금 얼마나 행복하다고 느끼십니까?”라는 질문이 있었고, 이에 대한 응답으로 “전혀 행복하지 않다”, “행복하지 않은 편이다”, “보통이다”, “행복한 편이다”, “매우 행복하다”로 5점 척도의 응답을 구성하였다.

독립변수는 인구사회학적 특성, 경제적 특성, 그리고 여건만족도와 관련된 변수로 구성하였다. 인구사회학적 특성은 성별, 연령, 교육수준, 결혼상태, 가구원수, 장애, 정보화로 구성하였고 연령과 가구원수를 제외하면 더미변수화하였다. 경제적 특성에는 농어업종사여부, 실업, 주택소유, 연간소득, 공적 부조, 기초연금으로 구성하였다. 연간소득은 정규성을 높이기 위하여 로그화를 진행하였다. 다른 변수들은 자료의 특성상 모두 더미화하였다. 여건만족도와 관련된 변수는 8개로 구성되었다. 이들 변수는 보건의료, 사회안전, 가족생활, 지역사회, 문화/여가생활, 환경/경관, 자연재해/사고/범죄 등에 대한 안전, 전반적 생활여건 등에 대한 만족도였다.

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표 1.
변수의 정의 및 측정방법
변수명 변수설명 및 측정방법
종속변수
행복감 1=전혀 행복하지 않다, 2=행복하지 않은 편이다, 3=보통이다, 4=행복한 편이다, 5=매우행복하다
독립변수
인구사회학적 특성 성별 1=남성, 0=여성
연령 연속변수
교육수준 1=중졸 이상, 0=초졸 이하
결혼상태 1=배우자 있음, 0= 미혼, 사별, 이혼
가구원수 연속변수
장애 1=장애 있음, 0=장애 없음
정보화 1=인터넷 이용, 0=이용하지 않음
경제적 특성 농어업종사 1=농어업 종사, 0=전문직, 서비스직 등 기타
실업 1=실업, 0=취업
주택소유 1=자가, 0=전세, 월세
연간소득(로그화) 연속변수
공적부조 1=기초생활보장수급, 차상위, 0=해당 없음
기초연금 1=기초연금수령, 0=해당 없음
여건만족도 보건의료만족도 1=보통, 만족하는 편, 매우 만족, 0=전혀 만족하지않음, 만족하지 않는 편
사회안전만족도 1=보통, 만족하는 편, 매우 만족, 0=전혀 만족하지않음, 만족하지 않는 편
가족생활만족도 1=보통, 만족하는 편, 매우 만족, 0=전혀 만족하지않음, 만족하지 않는 편
지역사회만족도 1=보통, 만족하는 편, 매우 만족, 0=전혀 만족하지않음, 만족하지 않는 편
문화/여가생활만족도 1=보통, 만족하는 편, 매우 만족, 0=전혀 만족하지않음, 만족하지 않는 편
환경/경관만족도 1=보통, 만족하는 편, 매우 만족, 0=전혀 만족하지않음, 만족하지 않는 편
자연재해/사고/범죄 안전만족도 1=보통, 만족하는 편, 매우 만족, 0=전혀 만족하지않음, 만족하지 않는 편
전반적 생활여건 만족도 1=보통, 만족하는 편, 매우 만족, 0=전혀 만족하지않음, 만족하지 않는 편

종속변수인 행복척도가 선택형 범주이고, 이 범주들 사이의 순서가 의미를 지니기 때문에 순서형 로짓(ordered logit) 모형을 사용하였다. 이러한 순서형 변수를 모형화하기 위해서 먼저 종속변수의 선택을 결정하는 잠재변수(latent variable) y i * 가 존재하고, 이는 다음과 같은 선형함수로 표현된다.

y i * 2)

=β0 + β1sex + β2age + β3edu + β4maritas + β5famno + β6disable + β7∞ormat + β8farmjob + β9unemp + β10house + β11come + β12pubasis + β13basicinco + β14healthsat + β15sosecusat + β16famlisat + β17commusat + β18leisuresat + β19envirosat + β20accidensat + β21entirelifesat

여기서, sex, age, edu, maritas, famno, disable, informat, farmjob, unemp, house, income, pubasis, basicinco, healthsat, sosecusat, famlisat, commusat, leisuresat, envirosat, accidensat, entirelifesat는 각각 성별, 연령, 교육수준, 결혼상태, 가구원수, 장애, 정보화, 직업, 실업, 주택보유, 연간소득, 공적 부조, 기초연금, 보건의료만족도, 사회안전만족도, 가족생활만족도, 지역사회만족도, 문화/여가만족도, 환경/경관만족도, 자연재해/사고/범죄 안전만족도, 전반적 생활여건만족도를 나타낸다.

통계프로그램은 순서형회귀모형에 유용한 STATA 13을 활용하였다.

Ⅳ. 연구 결과

1. 조사대상자의 특성

<표 2>은 농어촌 고령자들의 행복감에 미치는 영향요인을 파악하기 위하여 60세 이상 고령자 2,804명의 관련 특성에 대하여 정리한 기술적 통계를 보여준다.

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표 2.
변수의 기술적 통계 (N=2,804)
구분 평균 표준편차
종속변수
행복감 3.32 0.764
독립변수
인구사회학적 특성 성별(1=남) 0.64 0.480
연령 75.14 8.162
교육수준(1=중졸 이상) 0.36 0.481
결혼상태(1=유배우) 0.58 0.493
가구원수 1.88 0.941
장애(1=장애) 0.12 0.326
정보화(인터넷이용=1) 0.28 0.450
경제적 특성 직업(농어업=1) 0.47 0.499
실업(실업=1) 0.41 0.492
주택보유(자가=1) 0.92 0.279
연간소득(로그화) 7.06 0.808
공적부조(공적부조수령=1) 0.07 0.255
기초연금(기초연금수령=1) 0.70 0.459
여건만족도 특성 보건의료만족도(1=보통 이상) 0.71 0.454
사회안전만족도(1=보통 이상) 0.78 0.414
가족생활만족도(1=보통 이상) 0.89 0.310
지역사회만족도(1=보통 이상) 0.89 0.309
문화/여가생활만족도(1=보통 이상) 0.64 0.479
환경/경관만족도(1=보통 이상) 0.92 0.265
자연재해/사고/범죄 안전만족도(1=보통 이상) 0.97 0.178
전반적 생활여건 만족도(1=보통 이상) 0.88 0.326

5점 척도로 구성된 고령자의 주관적 행복감은 평균 3.32로 보통 이상의 수준이었다.3) 성별은 남성은 64%로서 남성비율이 조금 더 높았다. 이는 주로 가구주를 중심으로 조사한 결과로 보인다. 평균연령은 약 75.14세였다. 교육수준은 중졸 이상이 36%이고, 결혼상태는 배우자가 있는 경우가 약 58%였다. 가구원수는 평균 1.88명이고, 장애인 비율은 12%, 인터넷 이용률은 28%에 지나지 않았다.

조사대상자 중 농어업종사자 비율은 47%였고, 실업 비율은 41%이었다. 로그화된 연간소득은 7.06이었고, 로그화하기 전 평균소득은 약 1,634만원이었다. 기초생활보장 수급과 차상위계층을 포함한 공적 부조 수령자의 비율은 7%이고, 기초연금 수령 비율은 70%로 높게 나타났다.

여건만족도는 5점 척도로서 “전혀 그렇지 않다”, “그렇지 않은 편이다”, “보통이다”, “그런 편이다”, “매우 그렇다”로 구성되었다. <표 2>에서는 보통이상으로 더미화한 값에 대하여 평균과 표준편차를 계산한 것이다. 보통 이상을 더미화한 여건만족도에서 사고, 범죄 안전만족도가 가장 높은 97%였고, 환경경관만족도는 92%, 가족생활만족도와 지역사회만족도 89%, 자연재해, 전반적 생활여건 만족도 88%, 사회안전만족도 78%, 보건의료만족도 71%, 문화/여가생활만족도 64%의 순으로 나타났다.

<표 3>는 60세 이상 고령자들의 주관적 생활만족도에 사회활동이 영향을 미치는지 확인하기 위하여 순서형 로지스틱모형(ordered logistic model)으로 분석하여 나타낸 것이다. 다중공선성을 확인하기 위하여 Pearson상관분석을 실시한 결과 독립변수간 상관계수는 0.6을 넘어가는 경우가 없었기 때문에 다중공선성의 위험은 거의 없다고 볼 수 있다. 그리고 특성별로 3단계 위계적 분석을 하였다. 회귀 계수 값은 추정계수 대신 승산비(odds ratio)4)로 나타냈다.

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표 3.
고령자의 행복의 결정요인에 대한 순서로짓분석(Orderd Logit Model) (N=2,804)
구분 모형 1 모형 2 모형 3



0dds Ratio Z값 0dds Ratio Z값 0dds Ratio Z값
① 성별(1=남) 0.837 −1.31 0.842 −1.26 0.872 −0.99
② 연령 1.011 1.85 1.017** 2.90 1.017** 2.90
③ 교육수준(1=중졸 이상) 1.482*** 4.28 1.441*** 3.87 1.440*** 3.81
④ 결혼상태(1=유배우) 1.679*** 3.79 1.48** 2.88 1.401 2.42
⑤ 가족수 0.051 0.98 0.927 −1.39 0.946 −0.99
⑥ 장애(1=장애) 0.762* −2.43 0.799* −1.99 0.803 −1.93
⑦ 정보화(1=인터넷이용) 1.434*** 3.57 1.176 1.54 1.288* 2.36
⑧ 농어업(1=농어업) 1.264 1.84 1.193 1.36
⑨ 실업(1=실업) 1.087 0.60 0.994 −0.04
⑩ 주택보유형태(1=자가) 2.496*** 6.76 2.134*** 5.48
⑪ 가구소득(로그화) 1.549*** 6.64 1.488*** 5.94
⑫ 공적부조(1=기초수급자, 차상위계층) 0.472*** −5.08 0.528*** −4.26
⑬ 기초연금(1=수급) 0.893 −1.20 0.897 −1.12
⑭ 보건의료만족도 1.133 2.36
⑮ 사회보장만족도 1.057 1.31
⑯ 가족만족도 1.718*** 4.03
⑰ 지역사회만족도 1.407* 2.51
⑱ 문화/여가생활만족도 1.014 0.17
⑲ 환경/경관만족도 1.144 0.92
⑳ 자연재해/사고/범죄 안전만족도 0.836 −0.81
㉑ 전반적 생활여건 만족도 6.576*** 15.28
−2Log-likelihood −3112.477 −3043.432 −2884.790
χ2 169.58*** 307.67*** 624.96***

* p<0.05 ** p<0.01 ***p<0.001

인구사회학적 특성만으로 회귀분석한 모형 1에서는 고령자가 교육수준 높으면, 배우자가 있으면, 인터넷을 사용하는 고령자는 그렇지 않은 경우에 비하여 행복감에 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 반면에 장애는 고령자의 행복감에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

경제적 특성을 포함시킨 모형 2에서는 교육수준, 유배우자가 여전히 고령자의 행복감에 영향을 미치며, 연령, 주택보유와 가구소득도 통계적으로 고령자의 행복감에 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 장애가 있는 경우와 공적 부조 대상인 경우엔 고령자의 행복감에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

여건만족도도 포함시킨 모형 3에서는 연령과 교육수준, 정보화변수가 고령자의 행복감에 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(각, p<0.01, p<0.001, p<0.05). 그리고 주택보유가 자가인 경우, 가구소득은 고령자의 행복감에 통계적으로 아주 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.001). 반대로 고령자가 공적 부조의 대상인 경우는 통계적으로 아주 유의하게 고령자의 행복감에 부(−)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.001). 8개 유형의 여건만족도에서는 가족만족도와 전반적 생활여건만족도가 고령자의 행복감에 아주 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.001). 지역사회만족도도 통계적으로 유의성은 높지 않았지만 고령자의 행복감에 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.05).

고령자들은 나이가 들수록 경제활동을 비롯한 사회활동수준, 건강수준, 사별을 비롯한 가족구성의 변화가 크게 변하기 때문에 연령대별 행복감에 미치는 영향요인이 다를수 있다. 이를 확인하기 위하여 60대, 70대, 80세 이상으로 분류하여 순서형 로지스틱분석을 하였다. 분석결과, 고령자의 행복감에 영향을 미치는 요인들이 연령대별로 상당히 차이가 있다는 것을 보여주었다(<표 4> 참조).

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표 4.
고령자의 연령대별 행복감의 결정요인에 대한 순서로짓분석(Orderd Logit Model) (N=2,804)
구분 60-69세(N=785) 70-79세(N=1,077) 80세 이상(N=942)



0dds Ratio Z값 0dds Ratio Z값 0dds Ratio Z값
① 성별(1=남) 0.729 −1.19 0.864 −0.65 1.105 0.41
② 연령 1.032 1.10 1.019 0.88 1.000 0.02
③ 교육수준(1=중졸 이상) 1.520* 2.45 1.419* 2.44 1.386 1.57
④ 결혼상태(1=유배우) 1.783* 2.32 1.280 1.08 1.104 0.38
⑤ 가족수 0.916 −0.96 0.994 −0.06 0.968 −0.25
⑥ 장애(1=장애) 0.738 −1.27 0.967 −0.18 0.716 −1.76
⑦ 정보화(1=인터넷이용) 1.349 1.80 1.173 0.97 1.409 0.27
⑧ 농어업(1=농어업) 1.108 0.58 1.206 0.82 1.345 0.58
⑨ 실업(1=실업) 1.024 0.11 1.092 0.36 0.932 −0.14
⑩ 주택보유형태(1=자가) 2.538*** 3.76 2.180** 3.19 1.651* 2.15
⑪ 가구소득(로그화) 1.612*** 3.89 1.500*** 3.82 1.304* 2.10
⑫ 공적부조(1=기초수급자, 차상위계층) 0.621 −1.38 0.426** −3.35 0.558* −2.56
⑬ 기초연금(1=수급) 1.018 0.11 0.837 −1.12 0.767 −1.28
⑭ 보건의료만족도 0.986 −0.08 1.241 1.41 1.119 0.67
⑮ 사회보장만족도 1.336 1.42 1.130 0.73 0.770 −1.37
⑯ 가족만족도 1.428 1.38 2.216*** 3.57 1.566* 1.98
⑰ 지역사회만족도 1.887* 2.39 1.197 0.82 1.312 1.15
⑱ 문화/여가생활만족도 0.867 −0.90 1.088 0.62 1.139 0.85
⑲ 환경/경관만족도 0.997 −0.01 1.382 1.29 1.084 0.30
⑳ 자연재해/사고/범죄 안전만족도 0.800 −0.65 1.082 0.21 0.531 −1.32
㉑ 전반적 생활여건 만족도 6.213*** 8.00 5.451*** 7.98 8.223*** 10.12
−2Log-likelihood −819.047 −1088.094 −961.165
χ2 199.46*** 219.49*** 208.02***

* p<0.05 ** p<0.01 ***p<0.001

인구사회학적 특성에서는 교육수준이 높을수록, 그리고 배우자가 있는 경우가 60대(60-69세)의 행복감에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났지만(p<0.05), 70대의 행복감에는 교육수준만이 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났고 80세 이상의 고령자에게는 영향을 미치는 요인이 없었다.

경제학적 특성에는 주택보유가 자가여부는 모든 연령대의 행복감에 정적으로 유의한 영향을 미쳤지만, 통계적 유의성의 크기엔 차이가 있었다(60대 p<0.001, 70대 p<0.01, 80세 이상 0.05). 가구소득 역시 모든 연령대의 행복감에 정적으로 유의한 영향을 미쳤지만, 통계적 유의성의 크기엔 차이가 있었다(60대, 70대 p<0.001, 80세 이상 0.05). 공적부조수급은 60대의 행복감에는 유의한 영향을 미치지 못하였고(p>0.05), 70대와 80세 이상의 고령자의 행복감에는 통계적으로 유의하게 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(70대 p<0.01, 80세 이상 p<0.05).

여건만족도에서는 가족만족도가 60대의 행복감에는 유의한 영향을 미치지 못하였고(p>0.05), 70대의 행복감에는 통계적으로 아주 유의하게 정적인 영향을 미쳤고(p<0.001) 80세 이상의 고령자의 행복감에는 유의한 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.05). 지역사회에 대한 만족도는 60대의 고령자에게만 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미쳤다(p<0.05). 그 외 특정한 여건의 만족도는 연령대별 고령자들의 행복감에 유의한 영향을 미치지 못하였다. 다만 전반적인 생활여건에 대한 만족도는 모든 연령대의 행복감에 통계적으로 아주 유의한 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(60대, 70대, 80세 이상 공히 p<0.001).

Ⅴ. 결론

본 연구는 농어촌지역거주 고령자의 행복감에 영향을 미치는 요인을 분석한 다음, 이를 바탕으로 정책적 함의를 논의하는 데 연구의 목적을 두었다. 이를 위하여 「2017년 농어업인 복지실태조사」 자료를 이용하였으며, 회귀분석은 종속변수의 특성을 잘 반영하기 위하여 순서형 로지스틱회귀모형을 사용하였다.

분석결과 농어촌지역 60세 이상 고령자들의 행복감에 미치는 영향요인들을 확인함으로써 유의미한 결과를 얻을 수 있었다. 60세 이상 고령자의 행복감의 결정요인을 분석한 결과는 다음과 같다.

첫째, 농어촌 고령자의 연령은 고령자의 행복감에 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.01). 농어촌 고령자에 대한 분석은 아니지만 김정현과 전미애(2018), 류재린(2017)의 연구에서는 본 연구결과와 같이 연령이 고령자의 행복감에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 전미애와 김정현(2016)의 연구에서는 본 연구결과와 달리 연령이 고령자의 행복감에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 외국의 연구에서도 고령자가 나이가 들어가면 사회활동이 줄어들면서 노후생활 부적응, 외로움 등으로 심리적 안녕이 악화된다는 주장(Alavinia & Burdorf, 2008)과 오히려 시간적 여유와 새로운 활동을 시작할 기회를 만들어주기 때문에 보다 여유롭고 만족스런 삶을 가져올 수도 있다(Calvo, Sarkinsian & Tamborini, 2013)는 상반된 주장이 존재한다. 이러한 사실은 연령이 고령자의 행복감에 미치는 영향에 관한 일관성을 확인하기 어렵게 한다.

둘째, 농어촌 고령자의 교육수준은 행복감에 통계적으로 아주 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.01). 고령자의 교육수준이 높을수록 행복감을 증진시킨다는 사실은 거의 모든 관련 연구에서 확인된다(김정현, 전미애, 2018; 전미애, 김정현, 2016, 2017; 류재린, 2017; 윤명숙, 이묘숙). 농촌노인의 경우에도 행복과 유사한 척도인 생활만족도에 교육수준이 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(이미경, 최영순, 남은숙, 2017).

셋째, 인터넷을 이용하는 경우가 그렇지 않은 경우에 비하여 농어촌 고령자의 행복감에 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.05). 이미숙, 김희섭, 홍순구(2015)는 인터넷 사용 능력이, 김판수, 김희섭, 이미숙(2014)은 정보기기 활용수준, 온라인 활동수준, 정보검색 활동수준 등이 고령자의 삶의 행복감에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 검증하였다. 종속변수가 행복지표는 아니었지만, 전대성(2015)의 연구에서도 컴퓨터와 인터넷이용 능력이 삶의 만족도에 아주 유의하게 영향을 미치며, 초기 노년보다 후기 노년으로 갈수록 삶의 만족도가 높아진다는 것을 확인하였다. 이러한 사실은 본 연구결과와 마찬가지로 인터넷을 비롯한 정보화능력이 노인의 행복과 정적인 관계가 있다는 것을 확인시켜준다.

넷째, 자기 주택을 보유하고 있는 경우는 그렇지 않은 경우에 비하여 농촌 고령자의 행복감에 통계적으로 아주 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.001). 윤명숙과 이묘숙(2012), 류재린(2017)에서도 고령자가 자기주택을 보유한 경우가 그렇지 않은 경우보다 행복감이 높은 것으로 나타났다. 따라서 고령자의 자기 주택 보유는 행복감과 정적인 관계가 있다는 것을 확인할 수 있다.

다섯째, 가구소득은 농어촌 고령자의 행복감에 통계적으로 아주 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.001). 대부분의 다른 연구들에서도 일관되게 이러한 사실이 확인된다(김정현, 전미애, 2018; 전미애, 김정현, 2017; 류재린, 2017; 박영신, 김의철, 2009; 유재순 등, 2018; Ball & Chernova, 2008). 농촌노인에 대한 연구에서도 경제상태가 양호할수록 생활만족도가 높은 것으로 나타났다(안종철, 임왕규, 2014; 이서영, 2015). 우리나라는 OECD국가 중 노인빈곤율이 가장 높을 정도로5) 고령자의 경제적 상태는 열악하다. 본 연구 결과는 고령자의 이러한 현실을 잘 반영한 것으로 보인다.

여섯째, 공적 부조를 받는 경우는 그렇지 않은 경우에 비하여 농어촌 고령자의 행복감에 통계적으로 아주 유의하게 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.001). 전미애와 김정현(2017)의 연구에서도 고령자가 공적 부조를 받는 경우 행복감에 아주 유의하게 부적인 영향을 미친다는 것을 확인하였다. 이러한 사실은 농어촌 고령자가 공적부조를 받아서 부적인 영향을 받는 것이 아니라 비수급자에 비하여 소득이 낮기 때문에 행복감이 낮아지는 것으로 판단된다. 다만, 연령대별로 구분하여 회귀분석하면 60대는 공적부조가 행복감에 유의한 영향을 주지 않는 것으로 나타났다. 이는 고령자가 나이가 들수록 빈곤이 행복감에 더 부정적인 영향을 주는 것으로 인식할 수 있다.

일곱째, 가족만족도가 높을수록 농어촌 고령자의 행복감에 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.001). 농촌노인에 대한 연구에서도 유사한 내용이 확인된다. 이신영, 윤진숙, 조희금(2014)의 연구에서는 자녀와의 접촉빈도가 생활만족도에 긍정적 영향을 미치고, 이서영(2015)의 연구에서는 손자녀 전화연락, 배우자의 도구적, 정서적 지지가 농촌노인의 삶의 만족도에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 분석결과는 우리나라 고령자가 자신보다도 가족을 더 우선시하고 가족의 친밀도가 과하게 높은 문화적 특성을 가지고 있다는 점을 반영하는 것으로 보인다.

여덟째, 지역사회만족도가 높을수록 농어촌 고령자의 행복감에 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.05). 근래에 노년기가 길어지고 자녀가 멀리 떨어져 살고 있는 현실여건에서 AIP(Aging In Place)가 강조되고 있다. 이러한 환경에서 성공적 노화와 웰다잉을 달성하려면 지역사회에서 성공적으로 노화하는 것이 필수적이라고 할 수 있다. 이러한 점에서 본 연구결과는 의미가 있다.

아홉째, 전반적 생활여건 만족도가 높을수록 농어촌 고령자의 행복감에 통계적으로 아주 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<0.001). 전반적 생활여건에는 보건이나 복지, 안전 등은 물론이고 환경이나 교통 등도 포함될 수 있을 것이다. 따라서 전반적 생활여건에 대한 만족도가 고령자의 행복감에 정적인 영향을 미친다는 것은 정책적 의미가 있다.

본 연구 대상자를 세 집단, 즉 60대, 70대, 80세 이상으로 분류하여, 연령대별 행복감에 미치는 영향요인이 다른지 분석해 본 결과 다음과 같은 사실을 확인할 수 있었다.

첫째, 교육수준은 60대(60~69세)와 70대(70~79세)의 행복감에 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났지만(p<0.05), 80세 이상의 고령자에게는 영향을 미치지 않았다(p>0.05). 이는 연령대별 학력 차이가 아주 큰 것에 기인할 수도 있다.6)

둘째, 주택보유가 자가여부는 모든 연령대의 행복감에 정적으로 유의한 영향을 미쳤지만, 통계적 유의성의 크기엔 차이가 있었다(60대 p<0.001, 70대 p<0.01, 80세 이상 0.05).

셋째, 가구소득 역시 모든 연령대의 행복감에 정적으로 유의한 영향을 미쳤지만, 통계적 유의성의 크기엔 차이가 있었다(60대, 70대 p<0.001, 80세 이상 0.05). 즉, 80세 이상은 유의성이 상대적으로 크게 낮았다.

넷째, 공적부조수급은 60대의 행복감에는 유의한 영향을 미치지 못하였고(p>0.05), 70대와 80세 이상의 고령자의 행복감에는 통계적으로 유의하게 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(70대 p<0.01, 80세 이상 p<0.05). 이는 나이가 들수록 공적 부조를 수령하는 것이 고령자의 행복감에 부정적이라는 것을 의미한다.

다섯째, 여건만족도 중에서 가족만족도가 60대의 행복감에는 유의한 영향을 미치지 못하였지만(p>0.05), 70대와 80세 이상 고령자의 행복감에는 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미쳤다(70대 p<0.001, 80세 이상 p<0.05). 통계청 고령자통계에 따르면 노인의 생활비마련방법으로 자녀 또는 친척 부담이 2005년 44.7%였는데, 2015년엔 31.8%로 줄어들었다. 그만큼 고령자의 나이가 많을수록 가족에 대한 의존이나 기대감이 크고, 상대적으로 젊을수록 가족에 대한 의존이나 기대감이 작다는 것을 의미한다. 이러한 사실이 연령대별 가족만족도가 행복감에 미치는 영향을 달리하게 한 것으로 판단된다.

여섯째, 지역사회에 대한 만족도는 60대의 고령자에게만 통계적으로 유의하게 정적인 영향을 미쳤다(p<0.05). 이는 60대가 다른 연령대에 비하여 지역사회만족도가 행복감에 큰 영향을 미치는 것으로 볼 수 있다. 그러나 다른 연령대도 통계적 유의성은 낮았지만 지역사회만족도와 고령자의 행복감은 정적인 관계였다.

일곱째, 전반적인 생활여건에 대한 만족도는 모든 연령대의 행복감에 통계적으로 아주 유의한 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(60대, 70대, 80세 이상 공히 p<0.001).

연구결과에 대한 논의를 바탕으로 다음과 같은 정책적 제언을 할 수 있을 것이다.

첫째, 농어촌 고령자의 행복을 높이기 위하여 고령자의 인터넷을 비롯한 정보기기 활용 교육과 활성화 지원 정책이 필요하다. 본 연구결과에서 뿐만 아니라 다른 연구들에서도 인터넷을 비롯한 정보기기 활용능력이 고령층, 특히 농촌 고령층의 행복을 향상시키는 데 크게 기여하고 있음을 확인 한 바 있다. 농어촌 고령층이 정보격차(digital divide)가 크고 정보화기기에 대한 접근성, 활용능력이 부족한 애로가 있지만 인터넷을 비롯한 정보화기기의 고령자의 운영능력은 오히려 신체적, 정신적, 사회적 노화에 따른 갖가지 장애를 극복하는 데 크게 기여할 수 있다. 따라서 농어촌 고령자의 정보화 능력은 어느 연령집단보다 삶의 질이나 행복을 증진시키는 데 크게 기여할 수 있을 것이다.

둘째, 농어촌지역 고령자 가구의 소득 증진을 위한 다양한 정책적 접근이 필요하다. 노인가구의 소득이 어느 변수들보다 행복감에 영향을 많이 준다는 점에서 농어촌지역 고령자의 소득향상을 위한 다각적인 접근이 필요하다. 가령, 농촌지역 고령자의 기초연금금액의 인상, 노인 일자리활성화, 주택연금, 농지연금제도의 활성화를 통해 노인 가구 소득을 크게 높일 수 있는 방안이 모색되어야 한다. 농어촌지역 거주 고령자들이 소유한 주택은 가격이 높지 않아서 도시거주 고령자들처럼 주택연금에 가입하여 노후소득을 제고하는 데는 한계가 있다. 대신 농촌지역 거주 고령자들은 농지소유비율은 높다. 따라서 농어촌고령자에게는 농지연금이 좋은 대안이 될 수 있다. 그러나 농촌 고령자들의 농지연금가입비율은 근래 과거에 비하여 크게 늘어나고는 있지만 시행기간에 비하여 언급하기 어려울 정도로 낮다7). 이러한 맥락에서 농지연금가입을 획기적으로 증대시키는 방안을 마련할 필요가 있다. 또한 조미령과 박지연(2015)이 제안하였듯이 소득지원정책을 건강상태와 연령에 따라서 다르게 적용할 필요도 있다. 즉, 건강한 70대 이하는 자활사업이나 농업부문 일자리 마련, 건강하지 않은 고령 노인은 주택연금이나 농지연금의 보급에 초점을 맞추는 것이다.

셋째, 농촌지역 고령자와 가족의 관계에 대한 재설계가 필요하다. 본 연구에 따르면 가족에 대한 만족도는 고령자의 행복에 크게 영향을 미치지만, 보건의료, 사회보장, 문화여가, 환경/경관 자연재해, 사고 범죄 안전 등에 관한 만족도는 고령자 행복감에 영향을 미치지 않았다. 이러한 사실은 우리나라 고령자가 유교에 기반한 전통적인 가족 중심의 가치관에 과도하게 경도되어 있는 데 기인하는 것으로 보인다. 그러나 현실 여건은 농어촌 고령자의 자녀가 멀리 떨어져 살고 있고, 자녀가 직접 고령자를 돌보기는 어려운 환경에 있다. 이러한 사실은 AIP(Aging In Place)의 큰 걸림돌이 되고 있고, 우리나라 농어촌 고령자의 안녕에 큰 장애가 되고 있다. 따라서 농어촌 고령자들이 지역사회 내에서 여가문화생활, 자원봉사활동 등 지역사회에 대한 참여를 높이고 가족이 아니라 지역사회가 고령자 행복의 중심에 자리함으로써 지역사회만족도가 행복의 주요지표가 되는 문화가 조성되어야 할 것이다. 본 연구결과에서 60대의 지역사회만족도가 행복감에 유의한 영향을 주었다는 측면에서 앞으로 이러한 가능성이 엿보인다.

본 연구는 분석 자료의 특성상 몇 가지 한계점이 있다. 첫째는 본 연구가 농어촌지역 고령자의 행복감만을 다룸으로써 도시지역과의 차별성을 확인하지 못했다. 이로 인하여 도시지역 고령자와는 차별적이고 보다 적합한 농어촌 고령자를 위한 정책적 대안을 제시하기 어려웠다. 둘째는 분석대상자들이 농어촌고령자를 대표할 수 있는가에 대한 문제이다. 본 분석에서 활용한 농어업인복지실태조사는 전국의 읍면단위에 대하여 다단층화집락추출을 하였지만, 이러한 지역 거주자가 행정구역상 읍면에 생활할 뿐이지 농어업인이 아니거나 주거형태나 라이프 스타일이 농어촌지역 거주자의 특성을 포함하지 않을 가능성이 있다.

Notes

1)

사실, 60세를 고령자로 정의하는 것에 대한 논란이 있을 수 있다. 더욱이 연구대상이 농어촌지역 거주 고령자이어서 은퇴나 국민연금과 관련이 적다고 인식할 수 있다. 그러나 본 조사에 포함된 고령자의 농업인구는 47%에 지나지 않고, 도시지역 노인들도 연금수령자가 많지 않다는 점, 60세 이상 고령자가 은퇴한 이후에도 일을 하고자 한다는 점을 고려하였다. 실제 2018년 7월 현재 우리나라 60세 이상 고용률이 42.6%, 60-64세 62.0%, 65세 이상 33.7%이나 된다(통계청, 2018). 이러한 이유로 60세 이상을 노인이나 고령자로 조작적 정의하여 사용하는 연구가 많다.

2)

관찰된 종속변수 yi는 행복감의 범주 1, 2, 3, 4, 5에 의하여 다음과 같이 결정된다.

yi=1, y i * δ1 (전혀 행복하지 않다) yi=2, δ1 < y i * δ2 (행복하지 않은 편이다)

yi=3, δ2 < y i * δ3(보통이다) yi=4, δ3 < y i * δ4 (행복한 편이다)

yi=5, y i * > δ4 (매우 행복하다)

3)

실제 빈도분석을 한 결과, 보통이 42.8%로 가장 많았고 행복하지 않는 편이 11.2%, 행복한 편이다 39.8%, 매우 행복하다 5.5%, 전혀 행복하지 않다는 0.7% 순으로 나타났다.

4)

이론적으로 승산비는 추정계수의 지수함수를 취한 값과 같다. 순서형 로짓 모형에서 승산비(odds ratio)는 다음과 같다.

Ω ( x ) 2 = 1 exp ( δ 2 x i β )

설명변수 xi가 1단위 증가할 때 승산의 기존의 몇 배로 변하는지 알려주는 승산비(odds ratio)는 다음과 같이 계산된다.

Ω ( x + Δ x ) 2 Ω ( x ) 2 = exp ( δ 2 x i β ) exp ( δ 2 ( x i + Δ x i ) β ) = exp ( β )

Odds Ratio값은 승산비이기 때문에 계수값처럼 영향을 미치는 방향을 나타내는 음(−)과 양(+)의 부호로 나타나지 않는다. 따라서 검정통계량값(Z)의 부호로서 영향력의 방향을 판단하여야 한다.

5)

OECD는 최근 발간한 ‘한국경제 보고서’를 통해 한국의 65세 초과 연령집단 노인빈곤율이 2016년 기준으로 45.7%에 달해 OECD 평균(12.9%)보다 월등히 높다(OECD, 2018)고 보고했다.

6)

본 연구 분석에서 중졸 이상의 비율은 60대는 69.81%, 70대 32.31%, 80세 이상 12.95%로 나타났다.

7)

2011년에 도입되었고 한국농어촌공사에서 운영하는 농지연금의 가입인원은 2018년 8월말 기준으로 10,579명이 누적 가입하였다(한국농어촌공사, 2018). 금년에 늘어난 1,948명은 전년대비 44%가 증가한 인원이다.

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Acknowledgement

이 논문은 농촌진흥청 연구사업(세부과제번호: PJ009989022017)의 지원에 의해 이루어진 것임.