1. 연구배경 및 목적
지금까지 행복한 삶의 필수적 조건으로 건강이 중요하게 언급되어 왔으며, 이는 객관적 지표인 기대수명, 질병률 등으로 평가되어 왔다. 하지만 현재 우리나라는 이러한 지표의 상승에도 불구하고 사람들이 생각하는 주관적 건강수준은 2015년 OECD 평균 69.2%보다 절반정도가 낮은 35.1%로 비교 국가 가운데 가장 낮은 수준으로 나타났다(Jang, 2015). 객관적 지표의 상승에도 불구하고 많은 사람들은 주관적 건강상태가 양호하지 못하다고 생각하고 있어, 그들의 행복한 삶에 부정적 영향을 줄 것으로 예상된다. 한국사회는 타인과 자신의 생활을 비교하는 경향으로(Kang, 2013), 타인보다 자신의 생활수준이 낮은 경우, 스트레스 및 우울감 등 심리적 문제가 발생하게 된다. 이러한 스트레스와 우울감은 정신건강에 부정적 영향을 주게 된다. 건강한 삶을 위해서는 기대수명, 질병률 등 신체건강과 더불어 스트레스, 우울감, 불안감 등 감정 및 심리상태의 문제인 정신건강을 함께 증진해야 한다. 특히, 정신건강의 문제 중 우울감은 건강이나 삶의 질에 미치는 영향력이 크며(Lee & Choi, 2013; Lee & Cho, 2016), 자살률을 높이는 원인으로 제시되고 있다(Oh, 2012; Lee & Lyu, 2017).
일상적인 삶에 가장 밀접한 관계를 가지고 있는 주거환경은 거주자의 우울감이라는 심리 및 정신건강 문제에 영향을 미치게 된다(Ross, 2000; Rho & Kwak, 2005; Bell & Rubin, 2007; Sung, 2010, Shin & Jo, 2018). 다양한 사람들을 만나고 관계를 형성하는 주거환경 안에서는 이웃과 비교하고 그들과의 관계로 인해 우울감 등 심리 및 정신적 문제를 겪게 된다. 많은 선행연구에서 이웃관계특성은 거주자의 우울감의 영향요인으로 제시하고 있으며(Ross, 2000; Bae, Kim, & Yoon, 2005; Kim & Kim, 2014), 이러한 이웃관계특성은 일반적으로 그들이 거주하고 있는 주택유형에 따라 다르게 나타난다(Choi & Yoo, 2005; Jung & Choi, 2016). 즉, 주택유형에 따라 거주자의 정신건강에 영향을 주는 이웃관계특성이 다를 것으로 예상되는바, 주택유형에 따른 거주자의 우울감에 이웃관계특성이 어떠한 영향을 주고 있는지 파악하는 연구가 필요할 것으로 보인다.
따라서 본 연구에서는 지금까지 많은 선행연구에서 제시했던 이웃관계특성이 거주자의 주관적 우울감에 어떠한 영향을 주는지를 분석하고자 하며, 이웃관계특성이 주택유형별로 차이가 있다는 관점을 적용하여 분석하고자 한다. 구체적 연구목적 및 모형은 다음과 같다. 첫째, 주택유형별 사회인구학적 특성과 주택특성을 분석하고, 사회인구학적 특성과 주택특성의 관련성을 분석한다. 둘째, 주택유형별 이웃관계특성을 분석하고, 사회인구학적 및 주택특성과 이웃관계특성과의 관련성을 분석한다. 셋째, 주택유형별 거주자의 주관적 우울감에 영향을 주는 요인을 분석한다.
2. 연구방법
본 연구는 주택유형별 주관적 우울감의 영향요인 중 이웃관계특성의 영향정도를 파악하는 것을 목적으로 진행되었으며, 이를 위한 연구방법은 다음과 같다.
첫째, 조사대상은 온라인 접근이 가능한 서울시 20세 이상 성인을 대상으로 편의표집하였다. 조사방법은 웹 설문조사로 진행되었으며, 조시기간은 2016년 6월27일-7월5일까지 실시하여 총 684명을 최종분석에 이용하였다. 이 중 단독주택거주자는 102명(149%), 연립주택거주자 237명(34.6%), 아파트거주자는 345명(50.4%)으로 조사되었다.
둘째, 조사내용은 거주자의 일반사항으로 사회인구학적 특성과 주택특성을 조사하였고, 주관적 우울감, 주거환경의 이웃관계특성 등을 조사하였다<Table 1>. 사회인구학적 특성으로는 성별, 연령, 결혼상태, 근로상태, 월평균소득수준 등을 조사하였고, 주택특성으로는 소유형태, 거주기간 등을 조사하였다. 거주자의 주관적 우울감은 ‘지난 일주일 동안 느낀 우울감이 어느 정도였습니까?’라는 질문에 대해 전혀 우울하지 않음(1)에서 매우 우울함(4)의 4점 척도를 이용하여 조사하였다1).
Table 1.
Contents of Investigation
이웃관계특성은 질적인 특성과 양적인 특성으로 구분하였으며, 질적인 특성으로는 이웃관계만족도, 공동체에 대한 소속감, 공동체 의식, 이웃에 대한 신뢰도 등을 조사하였고, 양적인 특성으로는 교류하는 이웃의 수, 이웃과 함께 하는 모임의 수, 도움을 주는 이웃의 수, 신뢰하는 이웃의 수 등을 조사하였다.
셋째, 분석방법은 다음과 같다. 수집된 자료는 IBM SPSS Statics 23.0 통계 프로그램을 이용하였으며, 사회인구학적 특성과 주택특성은 평균, 빈도 등의 단순통계분석을 하였고, 주택유형별 거주자 일반적 특성의 차이는 일원분산분석(ANOVA)과 교차분석을 이용하여 분석하였다.
주택유형별 일반적 특성 중 사회인구학적 특성과 주택 특성의 관련성을 분석하기 위해 연관성 분석(Association analysis)을 실시하였다. 연관성 분석은 상관분석의 피어슨 값(Pearson), 교차분석의 람다값(Lambda), 크레이머의 v값(Cramer’s v)을 이용하여 분석하였다2). 교차분석의 연관성 분석을 통해 유의적 관련성이 있는 변수에 대해 t-test3)를 통해 평균의 차이를 분석하였다.
주택유형별 이웃관계특성은 일원분산분석(ANOVA)을 이용하였고 집단간 차이는 Duncan을 이용하여 분석하였다. 주택유형별 거주자의 일반적 특성과 이웃관계특성의 관련성을 분석하기 위해 연관성 분석(Association analysis)을 실시하였다. 연관성 분석은 상관분석의 피어슨값(Pearson), 교차분석의 크레이머의 v값(Cramer’s v)과 에타값(Eta)을 이용하여 분석하였다4). 교차분석의 연관성 분석을 통해 유의적 관련성이 있는 변수에 대해 t-test를 통해 평균의 차이를 분석하였다.
주택유형별 거주자의 일반적 특성과 이웃관계특성이 주관적 우울감에 어떠한 영향력을 주고 있는지를 알아보고 각 특성이 주관적 우울감에 미치는 영향력의 정도를 단계적으로 분석하기 위해 위계적 회귀분석(Hierarchical analysis)5)을 이용하여 분석하였다.
II. 주거환경과 우울감에 관한 선행연구
1. 우울감
우울이란 사전적 의미로 슬프고 불행한 감정으로 정의되고 있으며, 일시적 감정이 아닌 슬픈 감정과 의욕 저하와 같은 부정적 증상이 유지되는 마음으로(Kim & Lee, 2013), 슬픈 감정이 심하고 의기소침한 상태와 사고 및 활동 저하로 나타나게 된다(Sung, 2006). 이러한 우울은 인간이 성장하면서 건강한 사람들도 흔히 경험할 수 있으며, 단순한 슬픔이나 울적한 기분상태에서부터 지속적인 상실감이나 무력감을 포함하는 정서장애 현상에 이르기까지 인간의 광범위한 심리상태를 포함한다(Kim & Jung, 2001). 우울감은 개인의 감정 상태를 평가하는 것이며, 일시적인 감정이 아닌 지속적인 상실감과 슬픈 감정을 의미하기 때문에 일반적으로 지난 1-2주간의 지속적인 감정의 상태를 평가하고 이러한 감정은 개인이 주관적으로 느끼는 감정으로 평가하도록 하고 있다(Ko & Lee, 2015). 이러한 우울감은 누구나에게 생길 수 있는 감정이며, 우울감으로 인해 일상생활의 문제가 발생하게 된다. 또한 우울감은 자살에 중요한 원인으로 제시되고 있기 때문에(Oh, 2012; Lee & Lyu, 2017), 사회적 문제인 자살률을 감소시키고, 행복한 삶을 위해 우울감의 관리는 매우 중요하다.
2. 우울감의 영향요인
일반적으로 우울감에 영향을 주는 요인으로는 크게 개인적 요인과 환경적 요인으로 구분할 수 있다. 개인적 요인은 사회인구학적 요인이며, 환경적 요인은 거주자들이 주로 생활하는 주택 및 지역환경 등 주거환경요인 등을 의미한다. 개인적 요인인 사회인구학적 요인 중 영향력이 큰 변수로 성별을 언급하고 있으며, 많은 연구들에서 남성보다 여성이 우울감 및 우울증에 더 쉽게 노출된다고 한다(Kang & Kim, 2000; Chung & Koo, 2011; Kim, 2014). 연령이 증가할수록 우울감이 높아지고(Kang & Kim, 2000; Nam & Jung, 2011), 배우자가 없는 경우가 배우자가 있는 경우보다 우울감이 높게 나타나며(Kang & Kim, 2000), 소득 및 근로상태 등 경제적 상황이 낮을수록 우울감이 더 높게 나타난다(Kang & Kim, 2000). 본 연구에서는 사회인구학적 요인으로 성별, 연령, 결혼상태, 근로상태, 월평균가구소득 등을 독립변수로 선정하여 분석하였다.
또한 주택 및 지역환경 등의 주거환경요인도 우울감에 영향을 주는 요인이다(Gilman et al, 2003; Roh & Kwak, 2005; Sung, 2010; Jung, 2014; Ko & Lee, 2015). 주택의 소유형태가 전월세인 경우에는 자가에 비해 우울감을 높게 인식하고 있으며(Kim & Suh, 2002), 거주기간이 길수록 우울감을 낮게 인식하는 것으로 나타났다(Jeon & Choi, 2014). 이와 더불어 주거지 내에서 만들어지는 사회적 관계인 이웃관계특성이 우울감을 낮추는데 중요한 역할을 하게 된다(Ross, 2000; Bae, Kim, & Yoon, 2005; Kim & Kim, 2014). 이웃관계망인 교류 및 도움을 주는 이웃의 수가 많고, 이웃과 모임의 참여가 많으면 고립되지 않고 활발한 활동 및 지지를 통해 우울감을 낮추는데 긍정적 효과를 가지고 있다고 한다(Han, Kim, & Kim, 2003; Roh & Kwak, 2005; Jeon & Choi, 2014). 또한 이웃관계망인 교류하는 이웃의 수와 더불어 이웃관계의 만족도가 높으면 주관적 우울감을 낮추는데 더욱 큰 시너지 효과를 만들어내고 있는 것으로 나타났다(Wallace, Bisconti, & Bergman, 2001; Roh & Kwak, 2005). 따라서 본 연구에서는 주택특성으로 주택의 소유형태와 거주기간을 선정하였고, 이웃관계 특성으로 이웃과의 신뢰도, 공동체 의식과 소속감 등 질적지표와, 교류하는 이웃의 수, 신뢰하는 이웃의 수, 도움의 주는 이웃의 수, 이웃과 모임의 수 등의 양적지표를 선정하여 분석하였다.
III. 주택유형별 주관적 우울감의 영향요소
1. 주택유형별 조사대상자 일반적 특성
조사대상자의 사회인구학적 특성으로는 연령, 성별, 결혼상태, 근로형태, 월평균가구소득 등을 조사하였으며, 주택특성으로는 소유형태, 거주기간 등을 조사하였다. 이를 주택유형별로 보면 <Table 2>와 같다.
Table 2.
Demographic Characteristics
| Division | Total (n=684) | Detached House (n=102) | Row House (n=237) | Apartment (n=345) | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| f | % | f | % | f | % | f | % | |
| Age | ||||||||
| 20’s | 113 | 16.5 | 12 | 11.8 | 59 | 24.9 | 42 | 12.2 |
| 30’s | 131 | 19.2 | 16 | 15.7 | 48 | 20.3 | 67 | 19.4 |
| 40’s | 161 | 23.5 | 23 | 22.5 | 61 | 25.7 | 77 | 22.3 |
| 50’s | 152 | 22.2 | 22 | 21.6 | 46 | 19.4 | 84 | 24.3 |
| 60’s over | 127 | 18.6 | 29 | 28.4 | 23 | 9.7 | 75 | 21.7 |
| Total | 684 | 100.0 | 102 | 100.0 | 237 | 100.0 | 345 | 100.0 |
| Mean(S.D.) | 44.8(12.9) | 47.2(13.1) | 41.2(12.7) | 46.5(12.7) | ||||
| F(Duncan) | 14.19*** | (A) | (B) | (A) | ||||
| Gender | ||||||||
| Male | 348 | 50.9 | 49 | 48.0 | 114 | 48.1 | 185 | 53.6 |
| Female | 336 | 49.1 | 53 | 52.0 | 123 | 51.9 | 160 | 46.4 |
| Total | 684 | 100.0 | 102 | 100.0 | 237 | 100.0 | 345 | 100.0 |
| χ2 | 2.10 | |||||||
| Marital status | ||||||||
| Married | 470 | 68.7 | 67 | 65.7 | 141 | 59.5 | 262 | 75.9 |
| Single | 214 | 31.3 | 35 | 34.3 | 96 | 40.5 | 83 | 24.1 |
| Total | 684 | 100.0 | 102 | 100.0 | 237 | 100.0 | 345 | 100.0 |
| χ2 | 18.19*** | |||||||
| Employment | ||||||||
| Unemployment | 170 | 24.9 | 30 | 29.4 | 53 | 22.4 | 87 | 25.2 |
| Employment | 514 | 75.1 | 72 | 70.6 | 184 | 77.6 | 258 | 74.8 |
| Total | 684 | 100.0 | 102 | 100.0 | 237 | 100.0 | 345 | 100.0 |
| χ2 | 1.95 | |||||||
| Income | ||||||||
| Below 2million won | 60 | 8.8 | 13 | 12.7 | 31 | 13.1 | 16 | 4.6 |
| 2-3million won | 111 | 16.2 | 19 | 18.6 | 48 | 20.3 | 44 | 12.8 |
| 3-4million won | 134 | 19.6 | 19 | 18.6 | 54 | 22.8 | 61 | 17.7 |
| 4-5million won | 129 | 18.9 | 17 | 16.7 | 51 | 21.5 | 61 | 17.7 |
| 5-6million won | 99 | 14.5 | 16 | 15.7 | 19 | 8.0 | 64 | 18.6 |
| Over 6million won | 151 | 22.1 | 18 | 11.9 | 34 | 22.5 | 99 | 65.6 |
| Total | 684 | 100.0 | 102 | 100.0 | 237 | 100.0 | 345 | 100.0 |
| Mean(S.D.) | 430.3(162.1) | 406.9(166.8) | 384.2(156.4) | 468.8(155.2) | ||||
| F(Duncan) | 21.65*** | (A) | (A) | (B) | ||||
전체 조사대상자의 연령평균은 만44.8세로 40대가 23.5%로 가장 많이 조사되었다. 이중 단독주택거주자는 만47.2세로 60대 이상이 28.4%로 가장 많이 조사되었고, 연립주택거주자는 만41.2세로 40대가 25.7%로 가장 많이 조사되었으며, 아파트 거주자는 만46.5세로 50대가 24.3%로 가장 많이 조사되었다. 주택유형별로 평균연령에 집단간 유의적 차이가 있는 것으로 나타났으며, 단독주택거주자(만44.8세)와 아파트거주자(만46.5세)가 상대적으로 연립주택거주자(만41.2세)에 비해 평균연령이 높은 것으로 나타났다. 성별은 남성이 50.9%, 여성이 49.1%로 나타났으며, 주택유형별로 집단간 차이는 없는 것으로 나타났다. 결혼상태는 기혼이 68.7%로 미혼 31.3%보다 많았으며, 주택유형별로 집단간 차이가 있는 것으로 나타났다. 아파트거주자는 기혼이 다른 주택유형의 거주자들에 비해 많았으며, 단독주택거주자와 연립주택거주자는 미혼이 많은 것으로 조사되었다. 근로상태는 취업이 75.1%로 미취업 24.9%보다 많이 조사되었고, 주택유형별 집단간 차이는 없는 것으로 나타났다. 월평균가구소득은 430.3만원으로 나타났으며, 주택유형별 집단간 차이가 있는 것으로 나타났다. 아파트거주자의 월평균가구소득이 468.8만원으로 단독주택거주자(406.9만원)와 연립주택거주자(384.2만원)보다 소득수준이 높은 것으로 조사되었다.
주택유형별 주택의 점유형태와 거주기간을 살펴보면 <Table 3>과 같다. 현재 주택의 거주기간은 평균 86.4개월로 약 7년 정도인 것으로 나타났으며, 이를 주택유형별로 살펴보면 집단간 차이가 있는 것으로 나타났다. 단독주택거주자가 평균 138.6개월(약 11년)로 연립주택거주자(75.9개월, 약 6년)와 아파트거주자(84개월, 약7년)에 비해 거주기간이 긴 것으로 나타났다. 주택의 소유형태는 임대가 59.1%로 자가 40.9% 보다 많이 조사되었고, 주택유형별 집단간 차이가 있는 것으로 나타났다. 자가는 아파트(53.2%)와 단독주택(47.0%)이 연립주택(20.4%)보다 높게 조사되었고, 임대의 경우에는 연립주택(79.6%)이 단독주택(53.0%)과 아파트(46.8%)에 비해 높게 조사되었다.
Table 3.
Housing Characteristics
| Division | Total (n=684) | Detached House (n=102) | Row House (n=237) | Apartment (n=345) | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| f | % | f | % | f | % | f | % | |
| Period of residence | ||||||||
| Mean(S.D.) | 86.4(83.5) | 138.6(107.5) | 75.9(73.5) | 84.0(76.5) | ||||
| F(Duncan) | 22.93*** | (A) | (B) | (B) | ||||
| Housing tenure | ||||||||
| Rent | 400 | 59.1 | 53 | 53.0 | 187 | 79.6 | 160 | 46.8 |
| Ownership | 277 | 40.9 | 47 | 47.0 | 48 | 20.4 | 182 | 53.2 |
| Total | 677 | 100.0 | 100 | 100.0 | 235 | 100.0 | 342 | 100.0 |
| χ2 | 63.75*** | |||||||
주택유형별 거주자의 사회인구학적 특성과 주택특성과의 관련성을 알아보기 위해 상관분석 피어슨값과 교차분석의 람다와 크레이머의 v값을 이용하여 연관성 분석을 실시하였으며, 그 결과는 <Table 4>와 같다.
Table 4.
Association Analysis between Demographic Characteristics and Housing Characteristics according to Housing Type
| Housing tenure | Period of residence | |
|---|---|---|
| Detached House | ||
| Age | 0.06(C) | 0.33(P)** |
| Gender | 0.00(L) | 0.09(C) |
| Marital status | 0.00)L) | 0.09(C) |
| Employment | 0.00(L) | 0.09(C) |
| Income | 0.32(C) | 0.02(P) |
| Row House | ||
| Age | 0.12(C) | 0.23(P)*** |
| Gender | 0.00(L) | 0.06(C) |
| Marital status | 0.00(L) | 0.07(C) |
| Employment | 0.00(L) | 0.07(C) |
| Income | 0.09(C) | 0.06(P) |
| Apartment | ||
| Age | 0.44(C)* | 0.28(P)*** |
| Gender | 0.00(L) | 0.06(C) |
| Marital status | 0.08(L) | 0.07(C) |
| Employment | 0.00(L) | 0.07(C) |
| Income | 0.18(C)* | -0.02(P) |
단독주택에서는 연령이 거주기간(피어슨값: 0.33) 양(+)의 유의적 상관관계가 있는 것으로 나타나, 연령이 높으면 거주기간이 긴 것으로 나타났다. 연립주택에서는 연령이 거주기간(피어슨 값: 0.23)에서 양(+)의 유의적 상관관계가 있는 것으로 나타나, 연령이 높으면 거주기간이 긴 것으로 나타났다. 아파트에서는 연령이 소유형태(크레이머 v값: 0.44)와 거주기간(피어슨값: 0.28)에서 관련성이 있는 것으로 나타났다.
연령과 거주기간은 상관분석의 피어슨 값에 의해 양(+)의 상관관계가 있는 것으로 나타나, 연령이 높으면 거주기간이 긴 것으로 보인다.
아파트 거주자의 연령과 소유형태의 관련성은 크레이머의 v값이 0.44로 중간정도의 관련성이 있는 것으로 나타났으며, 구체적으로 주택소유형태에 따른 연령의 평균간 차이를 비교하기 위해, t-test를 실시한 결과<Table 5>, 집단간 유의적 차이가 있는 것 나타났다. 임대거주자의 평균연령은 만44.1세, 자가거주자의 평균연령은 만48.6세로 자가거주자가 임대거주자에 비해 평균 연령이 다소 높게 나타났다. 또한 아파트 거주자의 소득과 소유형태(크레이머의 v값: 0.18)는 유의적 관련성이 있는 것으로 나타났으나, 관련성 정도는 0.18점으로 낮은 것으로 나타났다. 구체적으로 주택소유형태에 따른 소득의 평균간 차이를 비교하기 위해, t-test를 실시한 결과<Table 5>, 집단간 유의적 차이가 있는 것으로 나타났다. 아파트 거주자 중 임대거주자의 평균소득은 449.4만원, 자가거주자의 평균소득은 485.2만원으로 나타났다.
3. 이웃관계 특성
1) 주택유형별 이웃관계 특성
이웃관계 특성을 이웃관계만족도, 공동체에 대한 소속감, 공동체 의식, 이웃에 대한 신뢰도 등은 4점 척도를 이용하여 질적 특성을 조사하였고, 교류하는 이웃의 수, 도움을 주는 이웃의 수, 신뢰하는 이웃의 수, 이웃과 함께하는 모임의 수 등 양적 특성에 대해 조사하였다. 이를 주택유형별로 보면 <Table 6>과 같다.
Table 6.
Characteristics of Neighbor Relationship according to Housing Type
| Division | Total (n=684) | Detached House (n=102) | Row House (n=237) | Apartment (n=345) |
|---|---|---|---|---|
| Satisfaction in neighbor relationships | ||||
| Mean(S.D.) | 3.16(0.80) | 3.24(0.82) | 3.04(0.82) | 3.21(0.78) |
| F(Duncan) | 3.81* | (A) | (B) | (A) |
| Sense of community belonging | ||||
| Mean(S.D.) | 3.16(0.84) | 3.13(0.85) | 3.11(0.92) | 3.20(0.78) |
| F(Duncan) | 0.89 | |||
| Sense of community | ||||
| Mean(S.D.) | 3.21(0.80) | 3.27(0.72) | 3.09(0.87) | 3.28(0.77) |
| F(Duncan) | 4.15* | (A) | (B) | (A) |
| Neighboring credibility | ||||
| Mean(S.D.) | 2.99(0.82) | 3.03(0.79) | 2.83(0.85) | 3.08(0.80) |
| F(Duncan) | 4.75** | (A) | (B) | (A) |
| Number of neighbors interaction | ||||
| Mean(S.D.) | 4.37(6.14) | 4.63(4.39) | 3.53(5.22) | 4.87(7.05) |
| F(Duncan) | 3.49* | (A) | (B) | (A) |
| Number of neighbors to help | ||||
| Mean(S.D.) | 1.46(2.22) | 1.51(1.76) | 1.04(1.57) | 1.72(2.65) |
| F(Duncan) | 6.78** | (A) | (B) | (A) |
| Number of neighbors to trust | ||||
| Mean(S.D.) | 1.63(2.57) | 1.94(2.59) | 1.16(1.99) | 1.87(2.85) |
| F(Duncan) | 6.28** | (A) | (B) | (A) |
| Number of meetings to participate | ||||
| Mean(S.D.) | 0.67(1.10) | 0.76(1.19) | 0.45(0.89) | 0.80(1.19) |
| vF(Duncan) | 7.63** | (A) | (B) | (A) |
이웃관계만족도는 평균 3.16점으로 대체로 만족하고 있는 것으로 나타났으며, 주택유형별 집단간 차이가 있는 것으로 나타났다. 단독주택거주자(3.24점)와 아파트거주자(3.20점)의 이웃관계만족도가 연립주택거주자(3.04점)의 이웃관계만족도에 비해 상대적으로 높게 나타났다. 공동체에 대한 소속감은 평균 3.16점으로 대체로 만족하고 있었으며, 주택유형별 집단간 차이는 없는 것으로 나타났다. 공동체 의식은 평균 3.21점으로 높은 것으로 나타났으며, 주택유형별 집단간 차이가 있는 것으로 나타났다. 단독주택거주자(3.27점)와 아파트거주자(3.28점)의 공동체 의식이 연립주택거주자(3.09점)보다 상대적으로 높게 나타났다. 이웃에 대한 신뢰도는 평균 2.99점으로 나타났으며, 주택유형별로 집단간 차이가 있는 것으로 나타났다. 단독주택거주자(3.03점)와 아파트거주자(3.08점)가 연립주택거주자(2.83점)에 비해 상대적으로 이웃에 대한 신뢰도가 높은 것으로 나타났다. 교류하는 이웃의 수는 평균 4.37명으로 조사되었고, 주택유형별 집단간 차이를 보이는 것으로 나타났다. 단독주택거주자(4.63명)와 아파트거주자(4.87명)가 연립주택거주자(3.53명)에 비해 교류하는 이웃의 수가 많은 것으로 나타났다. 도움을 주는 이웃의 수는 평균 1.46명으로 조사되었고, 주택유형별 집단간 차이를 보이는 것으로 나타났다. 단독주택거주자(1.51명)와 아파트거주자(1.72명)가 연립주택거주자(1.04명)에 비해 도움을 주는 이웃의 수가 많은 것으로 나타났다. 신뢰하는 있는 이웃의 수는 평균 1.63명으로 조사되었고, 주택유형별 집단간 차이를 보이는 것으로 나타났다. 단독주택거주자(1.94명)와 아파트거주자(1.87명)가 연립주택거주자(1.16명)에 비해 신뢰하는 이웃의 수가 많은 것으로 나타났다. 이웃과 함께하는 모임의 수는 평균 0.67개로 조사되었고, 주택유형별 집단 간 차이를 보이는 것으로 나타났다. 단독주택거주자(0.76개)와 아파트거주자(0.80개)가 연립주택거주자(0.45개)에 비해 이웃과 함께하는 모임의 수가 많은 것으로 나타났다.
2) 주택유형별 거주자 특성과 이웃관계특성과의 관계
주택유형별 거주자의 일반적 특성과 이웃관계특성과의 관련성을 파악하기 위해 연관성 분석을 실시하였고, 관련성은 상관분석의 피어슨 값, 교차분석의 에타값과 크레이머의 v값을 활용하여 분석하였고, 그 결과는 <Table 7>과 같다.
Table 7.
Association Analysis between General Characteristics and Characteristics of Neighbor Relationship according to Housing Type
| Age | Gender | Marital status | Employment | Income | Housing tenure | Period of residence | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Detached House | |||||||
| Satisfaction in neighbor relationships | 0.21(P)** | 0.15(E) | 0.24(E) | 0.24(E) | -0.08(P) | 0.07(E) | 0.11(P) |
| Sense of community belonging | 0.20(P)* | 0.18(E) | 0.26(E)* | 0.15(E) | 0.46(P) | 0.21(E) | -0.22(P) |
| Sense of community | 0.28(P)** | 0.13(E) | 0.20(E)* | 0.22(E) | -0.02(P) | 0.15(E) | 0.13(P) |
| Neighboring credibility | 0.03(P) | 0.20(E) | 0.37(E)** | 0.13(E) | -0.13(P) | 0.22(E) | 0.02(P) |
| Number of neighbors interaction | 0.48(P)*** | 0.34(C) | 0.57(C)** | 0.18(C) | -0.09(P) | 0.29(C) | 0.18(P) |
| Number of neighbors to help | 0.28(P)** | 0.36(C)* | 0.23(C)* | 0.28(C) | -0.13(P) | 0.18(C) | 0.16(P) |
| Number of neighbors to trust | 0.33(P)** | 0.32(C) | 0.29(C) | 0.36(C) | -0.08(P) | 0.25(C) | 0.16(P) |
| Number of meetings to participate | 0.26(P)** | 0.22(C) | 0.27(C) | 0.22(C) | 0.00(P) | 0.15(C) | 0.06(P) |
| Row House | |||||||
| Satisfaction in neighbor relationships | 0.16(P)* | 0.12(E) | 0.19(E) | 0.08(E) | 0.06(P) | 0.13(E) | -0.10(P) |
| Sense of community belonging | 0.07(P) | 0.14(E) | 0.19(E) | 0.10(E) | 0.15(P)* | 0.07(E) | 0.04(P) |
| Sense of community | 0.09(P) | 0.13(E) | 0.12(E) | 0.18(E) | 0.10(P) | 0.07(E) | 0.01(P) |
| Neighboring credibility | 0.32(P)*** | 0.11(E) | 0.31(E)*** | 0.14(E) | 0.10(P) | 0.16(E) | -0.06(P) |
| Number of neighbors interaction | 0.10(P) | 0.24(C) | 0.36(C)** | 0.29(C) | 0.10(P) | 0.27(C) | 0.06(P) |
| Number of neighbors to help | 0.15(P) | 0.14(C) | 0.37(C)*** | 0.22(C) | 0.23(P)*** | 0.19(C) | -0.03(P) |
| Number of neighbors to trust | 0.19(P)** | 0.15(C) | 0.38(C)*** | 0.24(C) | 0.21(P)** | 0.23(C) | 0.04(P) |
| Number of meetings to participate | 0.12(P) | 0.08(C) | 0.23(C)* | 0.12(C) | 0.15(P)* | 0.14(C) | 0.12(P) |
| Apartment | |||||||
| Satisfaction in neighbor relationships | 0.01(P) | 0.09(E) | 0.12(E) | 0.07(E) | -0.01(P) | 0.13(E) | 0.09(P) |
| Sense of community belonging | 0.08(P) | 0.17(E) | 0.12(E) | 0.12(E) | 0.03(P) | 0.14(E) | 0.05(P) |
| Sense of community | 0.05(P) | 0.23(E)** | 0.18(E) | 0.13(E) | 0.03(P) | 0.10(E) | -0.01(P) |
| Neighboring credibility | 0.15(P)** | 0.11(E) | 0.23(E)** | 0.16(E) | 0.02(P) | 0.08(E) | 0.14(P)* |
| Number of neighbors interaction | 0.09(P) | 0.32(C)** | 0.20(C) | 0.24(C) | 0.04(P) | 0.20(C) | 0.21(P)*** |
| Number of neighbors to help | 0.05(P) | 0.20(C) | 0.21(C) | 0.18(C) | 0.05(P) | 0.21(C) | 0.22(P)*** |
| Number of neighbors to trust | 0.09(P) | 0.23(C) | 0.24(C) | 0.15(C) | 0.03(P) | 0.23(C) | 0.12(P)* |
| Number of meetings to participate | 0.12(P)* | 0.18(C) | 0.18(C) | 0.09(C) | 0.09(P) | 0.18(C) | 0.13(P)* |
(1) 단독주택
단독주택거주자의 일반적 특성과 이웃관계 특성에 대해 연관성 분석을 실시한 결과는 다음과 같다.
연령과 이웃관계특성의 연관성 분석은 상관분석의 피어슨값을 이용하여 분석한 결과, 이웃관계만족도(피어슨값: 0.21), 공동체 소속감(피어슨값: 0.20), 공동체의식(피어슨값: 0.28), 교류하는 이웃의 수(피어슨값 0.48), 도움을 주는 이웃의 수(피어슨 값: 0.28), 신뢰하는 이웃의 수(피어슨값: 0.33), 이웃과 함께하는 모임의 수(피어슨값: 0.26)로 유의적 양(+)의 상관관계를 가지고 있는 것으로 나타났다. 연령이 높으면 이웃관계만족도, 공동체소속감, 공동체의식, 교류하는 이웃의 수, 도움을 주는 이웃의 수, 신뢰하는 이웃의 수가 높아지는 것으로 나타났다. 성별과 이웃관계 특성의 연관성 분석은 교차분석의 에타값과 크레이머의 v값을 이용하여 분석한 결과, 도움을 주는 이웃의 수(크레이머의 v값: 0.36)가 유의적 관련성 있는 것으로 나타났다. 유의적 관련성이 있는 성별에 따른 도움을 주는 이웃의 수의 평균비교를 위해 t-test를 실시한 결과<Table 8>, 성별에 따른 집단간 유의적 차이가 있는 것으로 나타나, 여성(1.87명)이 남성(1.12명) 보다 도움을 주는 이웃의 수가 많은 것으로 나타났다. 결혼상태와 이웃관계특성의 연관성분석은 교차분석의 에타값과 크레이머의 v값을 이용하여 분석한 결과, 공동체 소속감(에타값: 0.26), 공동체의식(에타값: 0.20), 이웃의 신뢰도(에타값: 0.37), 교류하는 이웃의 수(크레이머의 v값: 0.57), 도움을 주는 이웃의 수(크레이머의 v값: 0.23) 등이 유의적 관련성이 있는 것으로 나타났다. 유의적 관련성이 있는 결혼상태에 따른 이웃관계 특성의 평균비교를 위해 t-test를 실시한 결과는 <Table 8>과 같다. 공동체소속감, 공동체 의식, 이웃의 신뢰도, 교류하는 이웃의 수, 도움을 주는 이웃의 수 등 모두 기혼이 미혼에 비해 높은 것으로 나타났다.
Table 8.
T-test between General Characteristics and Characteristics of Neighbor Relationship about Detached House’s Residents
| Detached House | Mean(S.D.) | t | |
|---|---|---|---|
| Number of neighbors to help | |||
| Gender | Male | 1.12(1.56) | -2.17* |
| Female | 1.87(1.87) | ||
| Sense of community belonging | |||
| Marital status | Married | 3.27(0.86) | 2.37* |
| Single | 2.86(0.77) | ||
| Sense of community | |||
| Marital status | Married | 3.42(0.68) | 2.88** |
| Single | 3.00(0.73) | ||
| Neighboring credibility | |||
| Marital status | Married | 3.19(0.80) | 3.03** |
| Single | 2.71(0.67) | ||
| Number of neighbors interaction | |||
| Marital status | Married | 5.72(4.29) | 3.68*** |
| Single | 2.54(3.81) | ||
| Number of neighbors to help | |||
| Marital status | Married | 1.76(1.93) | 2.02* |
| Single | 1.03(1.27) | ||
(2) 연립주택
연립주택거주자의 일반적 특성과 이웃관계 특성과 연관성 분석을 실시한 결과는 다음과 같다.
연령과 이웃관계특성의 연관성 분석은 상관분석의 피어슨값을 이용하여 분석한 결과, 이웃관계만족도(피어슨값: 0.16), 이웃의 신뢰도(피어슨값: 0.32), 신뢰하는 이웃의 수(피어슨값: 0.19)로 유의적 양(+)의 상관관계를 가지고 있는 것으로 나타났다. 연령이 높으면 이웃관계만족도, 이웃의 신뢰도, 신뢰하는 이웃의 수가 높아지는 것으로 나타났다. 결혼상태와 이웃관계특성의 연관성 분석은 교차분석의 에타값과 크레이머의 v값을 이용하여 분석한 결과, 이웃의 신뢰도(에타값: 0.31), 교류하는 이웃의 수(크레이머의 v값: 0.36), 도움을 주는 이웃의 수(크레이머의 v값: 0.37), 신뢰하는 이웃의 수(크레이머의 v값: 0.38), 이웃과 함께하는 모임의 수(크레이머의 v값: 0.23) 등이 유의적 관련성이 있는 것으로 나타났다. 유의적 관련성이 있는 결혼상태에 따른 이웃관계 특성의 평균비교를 t-test를 통해 분석한 결과는 <Table 9>와 같다. 이웃의 신뢰도가 기혼이 미혼에 비해 높은 것으로 나타났고, 교류하는 이웃의 수, 도움을 주는 이웃의 수, 신뢰하는 이웃의 수, 이웃과 함께하는 모임의 수 등에서 기혼이 미혼에 비해 많은 것으로 나타났다.
Table 9.
T-test between General Characteristics and Characteristics of Neighbor Relationship about Row House’s Residents
| Row House | Mean(S.D.) | t | |
|---|---|---|---|
| Neighboring credibility | |||
| Marital status | Married | 3.04(0.77) | 4.79*** |
| Single | 2.52(0.87) | ||
| Number of neighbors interaction | |||
| Marital status | Married | 4.23(4.73) | 2.55** |
| Single | 2.49(5.75) | ||
| Number of neighbors to help | |||
| Marital status | Married | 1.35(1.61) | 3.81*** |
| Single | 0.58(1.40) | ||
| Number of neighbors to trust | |||
| Marital status | Married | 1.53(2.22) | 3.56*** |
| Single | 0.61(1.47) | ||
| Number of meetings to participate | |||
| Marital status | Married | 0.57(0.96) | 2.71** |
| Single | 0.26(0.74) | ||
월평균가구소득과 이웃관계특성을 상관분석의 피어슨값을 이용하여 분석한 결과, 공동체소속감(피어슨값: 0.15), 도움을 주는 이웃수(피어슨값: 0.23), 신뢰하는 이웃수(피어슨값: 0.21), 이웃과 함께하는 모임의 수(피어슨값: 0.15)로 유의적 양(+)의 상관관계가 있는 것으로 나타났다.
(3) 아파트
아파트거주자의 일반적 특성과 이웃관계 특성과 연관성 분석을 실시한 결과는 다음과 같다.
연령과 이웃관계특성의 연관성 분석은 상관분석의 피어슨값을 이용하여 분석한 결과, 이웃과 신뢰도(피어슨값: 0.15)와 이웃과 함께 하는 모임의 수(피어슨값: 0.12)가 유의적 양(+)의 상관관계가 있는 것으로 나타나, 연령이 높으면 이웃과 신뢰도가 높고 이웃과 함께하는 모임의 수가 많은 것으로 보인다.
성별과 이웃관계특성의 연관성 분석은 교차분석의 에타값과 크레이머의 v값을 이용하여 분석한 결과, 공동체 의식(에타값: 0.23)과 교류하는 이웃의 수(크레이머의 v값: 0.32)가 유의적 관련성 있는 것으로 나타났다. 유의적 관련성이 있는 성별에 따른 공동체의식과 교류하는 이웃의 수의 평균비교를 위해 t-test를 실시한 결과<Table 10>, 성별에 따른 집단간 유의적 차이가 있는 것으로 나타났다. 공동체 의식은 남성(3.37)이 여성(3.17)보다 높은 것으로 나타났으며, 교류하는 이웃의 수는 여성(5.72)이 남성(4.14) 보다 많은 것으로 나타났다.
Table 10.
T-test between General Characteristics and Characteristics of Neighbor Relationship about Apartment’s Residents
| Apartment | Mean(S.D.) | t | |
|---|---|---|---|
| Sense of community | |||
| Gender | Male | 3.37(0.83) | 2.49* |
| Female | 3.17(0.68) | ||
| Number of neighbors interaction | |||
| Gender | Male | 4.14(6.98) | -2.09* |
| Female | 5.72(7.16) | ||
| Number of neighbors interaction | |||
| Marital status | Married | 3.17(0.76) | 3.68** |
| Single | 2.81(0.86) | ||
결혼상태와 이웃관계특성의 연관성 분석은 교차분석의 에타값과 크레이머의 v값을 이용하여 분석한 결과, 이웃에 대한 신뢰도(에타값: 0.23)가 유의적 관련성이 있는 것으로 나타났다. 유의적 관련성이 있는 결혼상태에 따른 이웃에 대한 신뢰도의 평균비교를 위해 t-test를 실시한 결과<Table 10>, 결혼상태에 따른 집단간 유의적 차이가 있는 것으로 나타났다. 이웃에 대한 신뢰도는 기혼(3.17)이 미혼(2.81)보다 높은 것으로 나타났다.
거주기간과 이웃관계특성의 연관성 분석은 상관분석의 피어슨값을 이용하여 분석한 결과, 이웃의 신뢰도(피어슨값: 0.14), 교류하는 이웃의 수(피어슨값: 0.21), 도움을 주는 이웃의 수(피어슨값: 0.22), 신뢰하는 이웃의 수(피어슨값: 0.12), 이웃과 함께하는 모임의 수(피어슨값: 0.13)가 유의적 양(+)의 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 거주기간이 길수록 이웃의 신뢰도는 높아지고, 교류하는 이웃의 수, 도움을 주는 이웃의 수, 신뢰하는 이웃의 수, 이웃과 함께하는 모임의 수가 많아지는 것으로 나타났다.
4. 주택유형별 주관적 우울감과 영향 요소
주택유형별 거주자가 인식하고 있는 주관적 우울감 정도에 대한 4점 척도를 이용하여 조사하였다. 주관적 우울감에 영향을 주는 요소를 찾고, 영향요소 중 이웃관계특성이 어떠한 영향력을 주는지를 분석하기 위해는 위계적 회귀분석을 실시하였다. 주택유형별 거주자가 느끼는 주관적 우울감 수준을 종속변수로 하고, 그 영향요소를 파악하기 위해 사회인구학적 특성, 주택특성, 이웃관계특성을 단계적으로 투입하여 분석하는 3단계 위계적 회귀분석을 실시하였으며, 그 결과는 다음과 같다.
1) 단독주택
단독주택거주자가 인식하는 주관적 우울감은 4점 만점의 2.73점으로 나타났다<Table 11>.
단독주택거주자의 주관적 우울감에 영향을 주는 요인의 영향력과 변수의 순차적 투입으로 인한 영향력의 변화를 분석하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였고, 그 결과는 <Table 12>와 같다. 단독주택거주자의 모델 1인 사회인구학적 영향요소를 투입한 결과로, 설명력은 11.2%였으며, 인구사회학적 영향요소 중 연령(β= −0.34, p< .000)이 유의미하게 통계적으로 가장 큰 영향력을 가지고 있는 것으로 나타났다. 연령은 주관적 우울감에 부(−)의 영향력을 주고 있는 것으로 나타났다.
Table 12.
Hierarchical Analysis between Satisfaction of Residential Environment and Depression of Detached House’s Residents
| Division | Model1 | Model2 | Model3 | |
|---|---|---|---|---|
| Demographic Characteristics | Age | -0.34** | -0.34* | -0.22 |
| Gender | 0.15 | 0.15 | 0.15 | |
| Marital status | 0.02 | 0.01 | -0.03 | |
| Employment | 0.16 | 0.17 | 0.16 | |
| Income | -0.09 | -0.09 | -0.11 | |
| Housing Characteristics | Housing tenure | 0.01 | -0.07 | |
| Period of residence | -0.02 | 0.01 | ||
| Characteristics of Neighbor Relationship | Satisfaction in neighbor relationships | -0.05 | ||
| Sense of community belonging | -0.20 | |||
| Sense of community | 0.01 | |||
| Neighboring credibility | -0.02 | |||
| Number of neighbors interacting | -0.21 | |||
| Number of neighbors to help | -0.43* | |||
| Number of trusted neighbors | -0.56* | |||
| Number of participating meetings | -0.17 | |||
| R2 | 15.6 | 15.7 | 33.5 | |
| Adjusted R2 | 11.2 | 9.3 | 21.6 | |
| F | 3.49** | 2.45* | 2.82** | |
모델 2는 사회인구학적 요인과 주택특성 요인을 투입하여, 9.3%로 설명력이 감소하였고, 영향요소 중 연령(β= −0.34, p< .000)의 영향이 증가하였고, 주택특성 요인은 유의미한 영향력은 없는 것으로 나타났다.
모델 3은 사회인구학적 요인, 주택특성 요인, 그리고 이웃관계특성 요인을 투입하여, 21.6%로 설명력이 증가하였고, 영향요소 중 연령(β= −0.22, p> .05)이 유의미한 영향을 주지 않는 것으로 나타났고, 회귀계수의 값이 감소한 것으로 나타났다. 주택특성 요인은 모델 3에서도 여전히 유의미한 영향력을 주지 않는 것으로 나타났다. 하지만 이웃관계특성을 투입한 모델 3에서는 신뢰하는 이웃의 수(β=0.56, p< .05)가 가장 큰 양(+) 유의미한 영향을 주고있는 것으로 나타났고, 다음으로 도움을 주는 이웃의 수(β=0.43, p< .05)는 양(+)의 유의미한 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉, 신뢰하는 이웃의 수와 도움을 주는 이웃의 수가 많을수록 거주자의 우울감을 낮추는 역할을 하는 것으로 해석된다. 즉, 모델 3의 결과를 살펴보면, 모델 1과 모델 2에서 단독주택 거주자의 우울감에 가장 큰 영향을 주었던 연령이 이웃관계특성 변수를 투입한 모델 3에서는 통계적으로 유의미한 영향력을 주지 않는 것으로 나타났다. 모델 3에서는 연령의 영향력 대신 신뢰하는 이웃의 수와 도움을 주는 이웃의 수가 부(−)의 영향력을 주고 있어 신뢰하는 이웃의 수와 도움을 주는 이웃의 수가 주관적 우울감을 낮추는데 역할을 하고 있는 것을 확인할 수 있었다.
2) 연립주택
연립주택거주자가 인식하는 주관적 우울감은 4점 만점의 2.78점으로 나타났다<Table 13>.
연립주택거주자의 주관적 우울감에 영향을 주는 요인에 대한 영향력과 변수의 순차적 투입으로 인한 영향력 변화를 분석하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였고, 그 결과는 <Table 14>와 같다.
Table 14.
Hierarchical Analysis between Satisfaction of Residential Environment and Depression of Row House’s Residents
| Division | Model1 | Model2 | Model3 | |
|---|---|---|---|---|
| Demographic Characteristics | Age | 0.33 | 0.04 | 0.08 |
| Gender | 0.21** | 0.21* | 0.20** | |
| Marital status | 0.18* | 0.18* | 0.17* | |
| Employment | -0.04 | -0.04 | -0.01 | |
| Income | -0.05 | -0.05 | -0.05 | |
| Housing Characteristics | Housing tenure | -0.05 | -0.04 | |
| Period of residence | 0.01 | 0.01 | ||
| Characteristics of Neighbor Relationship | Satisfaction in neighbor relationships | -0.17* | ||
| Sense of community belonging | -0.08 | |||
| Sense of community | -0.06 | |||
| Neighboring credibility | -0.04 | |||
| Number of neighbors interacting | 0.10 | |||
| Number of neighbors to help | -0.05 | |||
| Number of trusted neighbors | -0.04 | |||
| Number of participating meetings | 0.07 | |||
| R2 | 7.9 | 8.2 | 17.1 | |
| Adjusted R2 | 5.9 | 5.3 | 11.5 | |
| F | 3.95** | 2.88** | 3.02*** | |
연립주택거주자의 모델 1은 사회인구학적 요인을 투입한 결과로, 설명력은 5.9%였으며, 사회인구학적 영향요소 중 성별(β=0.21, p< .01)과 결혼 상태(β=0.18, p< .05)가 유의미하게 통계적으로 영향력을 가지고 있었으며, 그중 성별의 영향력이 크게 나타났다. 연립주택거주자들은 성별과 결혼상태가 양(+)의 영향력을 주는 것으로 나타나, 남성에 비해 여성, 기혼에 비해 미혼의 우울감이 높은 것으로 나타났다.
모델 2는 사회인구학적 요인과 주택특성 요인을 투입하여 5.3%로 설명력이 감소하였다. 사회인구학적 요소 중 성별(β=0.21, p< .01)과 결혼상태(β=0.18, p< .05)가 영향력이 변화없이 주관적 우울감에 양(+)의 영향을 주고 있는 것으로 나타났으며, 주택특성 요인은 유의미한 영향력이 없는 것으로 나타났다. 즉, 모델 2에서는 모델 1과 같이 여성과 미혼 거주자의 우울감이 높은 것으로 나타났다.
모델 3은 사회인구학적 요인과 주택특성 요인, 이웃관계특성 요인을 투입하여 11.5%로 설명력이 증가하였다. 사회인구학적 요소 중 성별(β=0.20, p< .01), 결혼상태(β=0.17, p< .05)가 양(+)의 영향을 주고 있는 것으로 나타났다. 이웃관계특성을 투입함으로써 성별과 결혼상태의 영향력이 약간 감소하였고, 주택특성 요인은 주관적 우울감에 유의미한 영향력을 주지 않는 것으로 나타났다.
이웃관계특성 중 이웃관계만족도(β= −0.17, p< .05)가 연립주택거주자의 주관적 우울감에 부(−)의 영향력을 주는 것으로 나타났다. 즉, 연립주택거주자에게는 이웃관계 만족도가 우울감을 낮추는데 역할을 하는 것을 확인할 수 있었다.
3) 아파트
아파트거주자가 인식하는 주관적 우울감은 4점 만점의 2.75점으로 나타났다<Table 15>.
아파트거주자 주관적 우울감에 영향을 주는 요인의 영향력과 변수의 순차적 투입으로 인한 영향력 변화를 분석하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였고, 그 결과는 <Table 16>과 같다.
Table 16.
Hierarchical Analysis between Satisfaction of Residential Environment and Depression of Apartment’s Residents
| Division | Model1 | Model2 | Model3 | |
|---|---|---|---|---|
| Demographic Characteristics | Age | -0.06 | -0.07 | -0.08 |
| Gender | 0.25*** | 0.25*** | 0.22*** | |
| Marital status | -0.00 | -0.01 | -0.06 | |
| Employment | -0.07 | -0.08 | -0.10 | |
| Income | 0.10 | 0.11 | 0.09 | |
| Housing Characteristics | Housing tenure | 0.08 | 0.09 | |
| Period of residence | 0.00 | 0.22 | ||
| Characteristics of Neighbor Relationship | Satisfaction in neighbor relationships | -0.06 | ||
| Sense of community belonging | -0.15* | |||
| Sense of community | -0.00 | |||
| Neighboring credibility | -0.22** | |||
| Number of neighbors interacting | -0.02 | |||
| Number of neighbors to help | -0.03 | |||
| Number of trusted neighbors | 0.00 | |||
| Number of participating meetings | 0.12 | |||
| R2 | 6.5 | 7.1 | 17.7 | |
| Adjusted R2 | 5.1 | 5.2 | 13.9 | |
| F | 4.69*** | 3.66** | 4.68*** | |
아파트거주자의 모델 1은 사회인구학적 요인을 투입한 결과로, 설명력은 6.5%였으며, 성별(β=0.25, p< .000)이 유의미하게 통계적으로 영향력 가지고 있는 것으로 나타났다.
모델 2는 사회인구학적 요인과 주택특성 요인을 투입하였고 설명력은 5.2%로 상승한 것으로 나타났다. 주관적 우울감에 성별(β=0.25, p<.000)의 영향력은 그대로 유지되었고, 주택특성 요인은 통계적으로 유의미한 영향력은 없는 나타났다.
모델 3은 사회인구학적 요인과 주택특성 요인, 이웃관계특성을 투입하였고, 설명력은 19.9%로 상승하였다. 이웃관계특성이 투입된 모델 3은 사회인구학적 요소 중 성별(β=0.22, p< .000) 영향력은 다소 감소하지만 통계적으로 유의미한 영향을 주는 것으로 나타났다. 주택특성 요인은 통계적으로 유의미한 영향을 주지 않는 것으로 나타났다. 이웃관계특성 중 공동체 소속감(β= −0.15, p< .05), 이웃의 신뢰도(β= −0.22, p< .01)가 주관적 우울감에 통계적으로 유의미한 영향을 주는 것으로 나타났다. 공동체 소속감과 이웃과의 신뢰도가 주관적 우울감에 부(−)의 영향력을 주는 것으로 나타나, 아파트거주자의 경우에는 공동체 소속감과 이웃에 대한 신뢰가 높을수록 주관적 우울감이 낮아지는 것으로 나타났으며, 이웃관계특성이 투입됨으로서 성별의 영향력이 다소 감소하여 공동체 소속감과 이웃에 대한 신뢰도가 아파트거주자의 주관적 우울감을 낮추는 역할을 하고 있음을 확인할 수 있었다.
V. 종합 분석 및 논의
본 연구결과 주택유형별 거주자의 우울감에 영향을 주는 요인에 차이가 있음을 확인하였다. 이중 이웃관계특성이 주는 영향력 변화를 분석한 결과 주택유형에 따라 다르게 나타나는 것을 확인하였다.
첫째, 많은 선행연구에서 연령이 증가할수록 주관적 우울감이 높아지는 경향을 보이고 있다고 하였으나(Kang & Kim, 2000; Nam & Jung, 2011), 본 연구 결과, 단독주택의 거주자의 경우에는 연령이 증가할수록 주관적 우울감이 낮아지는 것을 볼 수 있었다. 또한 이웃관계 특성 중 도움을 주는 이웃의 수와 신뢰하는 이웃의 수가 증가할수록 주관적 우울감이 낮아지는 효과가 있는 것으로 나타났다. 선행연구 결과와 다르게 연령이 증가할수록 주관적 우울감이 낮아지는 것은 그들의 이웃관계특성과 연령의 관계에서 찾아 볼 수 있다. 이웃관계특성과 연령과의 관련성 결과를 보면, 연령이 높아질수록 도움을 주는 이웃의 수와 신뢰하는 이웃의 수가 증가하고 있는 특징을 보이고 있어, 연령이 높은 단독주택거주자는 도움을 주고 신뢰하는 이웃이 많기 때문에 그들의 주관적 우울감을 낮아진 것으로 보인다.
둘째, 연립주택거주자가 다른 주택 유형의 거주자보다 주관적 우울감이 가장 높게 나타났다. 연립주택거주자의 성별과 결혼상태가 주관적 우울감에 영향을 주는 것으로 나타나, 많은 선행연구에서 여성이 남성에 비해 주관적 우울감에 더 쉽게 노출되고(Kang & Kim, 2000; Chung & Koo, 2011; Kim, 2014), 배우자가 없을 경우가 배우자가 있는 경우 보다 우울감이 높게 나타난다고 한(Kang & Kim, 2000) 선행연구의 결과를 지지하고 있다. 연립주택의 경우, 성별과 결혼상태의 영향력이 모델 3까지 영향을 주고 있는 것으로 나타났으며, 이웃관계특성이 투입된 모델 3에서 그 영향력이 미비하게 감소하고 있어, 사회인구학적 특성의 영향력이 그대로 유지되고 있는 것을 볼 수 있었다. 이웃관계특성 중에서는 이웃관계만족도가 유의미한 영향을 주고 있었으며, 이웃관계에 만족할수록 주관적 우울감이 감소하고 있는 것으로 나타났다. 이웃관계만족도에 영향을 주는 사회인구학적 특성은 연령으로, 연령이 높을수록 이웃관계에 만족하는 것으로 나타났다. 이러한 연령은 주택특성 중 주택의 거주기간과 유의적 관련성이 있는 것으로 나타났다. 연립주택거주자는 연령이 높으면 거주기간이 긴 것으로 나타나, 연립주택거주자의 경우, 주거의 안정성이 그들의 이웃관계 만족도에 긍정적 영향을 주는 것으로 보인다.
셋째, 아파트거주자는 선행연구에서 언급한 여성이 남성에 비해 주관적 우울감이 높다고 한 결과를 지지하는 것으로 나타나(Kang & Kim, 2000; Chung & Koo, 2011; Kim, 2014), 아파트거주자의 경우에는 여성이 남성에 비해 주관적 우울감이 높게 나타났다. 특히, 아파트거주자의 경우에는 이웃관계특성이 투입된 모델 3에서 성별의 영향력이 감소하는 것을 볼 수 있으며, 공동체에 대한 소속감과 이웃에 대한 신뢰도가 주관적 우울감에 유의적 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉, 아파트거주자는 공동체 소속감이 높을수록, 이웃에 대한 신뢰도가 높을수록 주관적 우울감이 낮아지는 것을 볼 수 있다. 이러한 결과는 공동체 소속감이 낮을수록 주관적 우울감이 높아진다고 한 Herbert(1997)와 Choi and Shin(2017)의 연구결과를 지지하고 있다. 공동체 소속감은 일반적 특성과 유의적 관련성은 없었고, 이웃에 대한 신뢰도는 연령과 결혼상태에서 유의적 관련성이 있는 것으로 나타나, 연령이 높을수록, 기혼이 이웃에 대한 신뢰도가 높게 나타났다. 또한 아파트거주자는 연령이 높으면 거주기간이 긴 것으로 나타났다. 이와 같이, 아파트거주자는 공동체 소속감을 높이고 이웃에 대한 신뢰도를 높이는 것이 그들의 주관적 우울감을 낮출 수 있는 방법이며, 특히, 이웃에 대한 신뢰도는 연령이 높고 기혼에서 신뢰도가 높게 나타나는 것을 볼 수 있다.
IV. 결 론
본 연구는 서울시 거주자를 대상으로 주택유형별 사회인구학적 특성, 주택특성, 이웃관계특성이 주관적 우울감에 어떠한 영향을 주는지를 파악하고 이중 이웃관계특성이 주관적 우울감에 어떠한 영향을 주는지에 대해 분석하였다. 이러한 결과를 토대로 결론을 정리하면 다음과 같다.
첫째, 연령이 증가하면 주관적 우울감이 높아진다고 한 Kang and Kim(2000), Nam and Jung(2011) 등의 선행연구 와 다르게 본 연구 결과에서는 단독주택의 경우, 연령이 증가할수록 우울감이 낮아지는 것으로 나타났으며, 연령은 거주기간과 관련성이 있어, 연령이 높을수록 거주기간이 긴 것을 확인할 수 있었다. 또한 거주하고 있는 주거지에서 이웃으로부터 도움을 받고 이웃을 신뢰할 수 있도록 하는 것은 그들의 주관적 우울감을 낮추는 중요한 역할을 하고 있는 것으로 나타났다. 이와 같이, 하나의 주거지에서 오랫동안 거주할 수 있도록 하여 그들이 가지고 있는 사회적 관계망을 통한 도움과 신뢰하는 이웃을 확보하고 있기 때문에 단독주택거주자의 경우에는 연령이 증가하더라도 우울감이 낮아지는 것으로 보인다. 이는 노인의 우울감에 도움을 주는 이웃의 수와 신뢰하는 이웃의 수가 중요한 역할을 하고 있음을 확인할 수 있으며, 노인 우울감 감소 방안에 활용할 수 있을 것이다.
둘째, 주관적 우울감에 이웃관계특성이 거주자 일반적 특성의 영향력을 낮추는 효과를 확인할 수 있었으며, 특히, 주택유형별 주관적 우울감을 낮추는 이웃관계특성에 차이가 있음을 확인할 수 있었다. 단독주택거주자 경우에는 도움을 주는 이웃의 수, 신뢰하는 이웃의 수가 많을수록, 연립주택거주자 경우에는 이웃관계만족도가 높을수록, 아파트거주자 경우에는 공동체 소속감이 높을수록, 이웃에 대한 신뢰도가 높을수록 주관적 우울감을 낮추는데 중요한 역할을 함고 있음을 확인할 수 있었다. 이와 같이, 주택유형별 거주자의 우울감을 낮추는 이웃관계특성이 다르게 나타난 것은 주택유형별 가지고 있는 주거환경적 자원이 다르기 때문에 주택유형별 차별화된 주거복지정책 및 계획 수립시 이들 요소를 차등적으로 고려해야 한다.
셋째, 아파트거주자는 공동체 소속감과 이웃과의 신뢰도가 높을수록 주관적 우울감이 낮아지는 것으로 나타났다. 아파트거주자에게 있어서는 신뢰와 소속감이라는 것이 중요한 요소로 나타났다. 아파트는 다른 주택유형보다 보다 많은 사람들이 거주하고 있는 주택유형인 만큼 소속감과 신뢰도는 중요한 요소로 작용하고 있는 것으로 보인다. 이웃과의 신뢰는 심리적으로 안정감 있는 생활을 하기 위해서 주거환경 내 함께 생활하는 이웃에 대한 신뢰를 높이는 것이 주관적 우울감을 낮추는데 중요한 역할을 하는 요소이다. 또한 공동체 소속감이 낮을수록 주관적 우울감이 높아지는 것은 인간이 집단 안에서 자신의 존재를 확인하고 소속감을 느끼게 하는 것은 인간의 가장 기본적인 욕구로 거주하고 있는 공동체에서 소속감을 부여해주는 것이 거주자의 우울감은 낮추는데 중요한 역할을 하기 때문에 다양한 거주자가 공동체의 일원임을 느낄 수 있도록 하는 다양한 공동체 활동과 프로그램이 필요함을 시사한다.
다섯째, 연립주택과 단독주택 결과에서 보면, 그들의 이웃관계특성 중 연립주택은 이웃관계만족도가 높을수록, 단독주택은 도움을 주는 이웃의 수, 신뢰하는 이웃의 수가 많을수록 그들의 주관적 우울감을 낮추는 효과를 가지고 있는 것으로 나타났다. 이러한 이웃관계특성은 특히 연령과 관련성이 있는 것으로 나타났고, 연령이 높은 집단은 거주기간이 긴 특성을 가지고 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과에서 보면, 긴 거주기간을 통해 거주자의 주거안정성 확보는 주관적 우울감을 낮추는 역할을 하는 것으로 해석할 수 있다. 이로 인해 거주자의 주거의 안정성 확보는 거주자의 삶의 안정성으로 그들의 우울감을 낮추는데 기여하는 것으로 보인다.
본 연구는 주택유형별 거주자의 주관적 우울감에 영향을 주는 요소를 찾고, 영향요소 중 이웃관계특성이 어떠한 역할을 하는지를 분석한 연구로 주택유형별 주관적 우울감에 영향을 주는 이웃관계특성이 다름을 확인하여, 그동안 주관적 우울감을 낮추는 완충요소로 언급된 이웃관계특성을 보다 주택유형이라는 특성에 맞춰 접근한 것을 본 연구의 의의로 볼 수 있다. 하지만 본 연구는 주택유형의 구분에 있어 구체적인 주택의 물리적 특성을 파악하기 못한 연구의 한계를 가지고 있다. 이에 향후에는 주택유형의 물리적 특성을 함께 고려할 수 있는 사례연구가 필요할 것이다.
