본 연구는 한국 노동패널(KLIPS) 제1차~제12차년도 자료를 이용하여 개인의 전반적 생활만족도(life satisfaction)와 대기오염 사이에 어떤 연관관계가 있는가를 순서형 프로빗(Ordered Probit) 모형으로 추정하였다. 기존 연구에서 고려하고 있는 다양한 개인의 경제적 특성과 사회 인구학적 특성을 동시에 고려하였다. 실증분석 결과 대기오염도는 개인의 생활만족도에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그 외에 다른 변수들은 기존의 많은 연구결과와 유사한 결론을 보여 주었다. 소득이 증가할수록 생활만족도가 높아지나 어느 수준이 지나면 증가폭이 작아지는 비선형 효과가 나타나 이스털린 역설(Easterlin's paradox)이 의미하는 바가 한국에서도 어느 정도 나타나고 있음을 보여주었다. 본인이 속한 지역의 1인당 소득으로 측정한 타인의 소득 증가는 생활만족도에 부정적 영향을 미치지만, 결혼, 자가주택 보유, 건강, 높은 교육수준은 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치고, 가구원수가 많은 가구 구성원, 도시거주자, 실업자, 자영업자인 경우는 생활만족도에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
본 연구는 한국 노동패널(KLIPS) 제1차~제12차년도 자료를 이용하여 개인의 전반적 생활만족도(life satisfaction)와 대기오염 사이에 어떤 연관관계가 있는가를 순서형 프로빗(Ordered Probit) 모형으로 추정하였다. 기존 연구에서 고려하고 있는 다양한 개인의 경제적 특성과 사회 인구학적 특성을 동시에 고려하였다. 실증분석 결과 대기오염도는 개인의 생활만족도에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그 외에 다른 변수들은 기존의 많은 연구결과와 유사한 결론을 보여 주었다. 소득이 증가할수록 생활만족도가 높아지나 어느 수준이 지나면 증가폭이 작아지는 비선형 효과가 나타나 이스털린 역설(Easterlin's paradox)이 의미하는 바가 한국에서도 어느 정도 나타나고 있음을 보여주었다. 본인이 속한 지역의 1인당 소득으로 측정한 타인의 소득 증가는 생활만족도에 부정적 영향을 미치지만, 결혼, 자가주택 보유, 건강, 높은 교육수준은 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치고, 가구원수가 많은 가구 구성원, 도시거주자, 실업자, 자영업자인 경우는 생활만족도에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
This study is to investigate causal relationship between individual life satisfaction and air pollution, using ordered probit model with the KLIPS panel dataset for 1998-2008. As determinants, both individual economic and socio-demographic characteristics are considered. Empirical results show that ...
This study is to investigate causal relationship between individual life satisfaction and air pollution, using ordered probit model with the KLIPS panel dataset for 1998-2008. As determinants, both individual economic and socio-demographic characteristics are considered. Empirical results show that the degree of air pollution has negative effects on individual life satisfaction. The effects of other variables are similar to those of existing studies. This study found that life satisfaction increases along with income increase. However, at a certain point, the increase of life satisfaction becomes smaller even with an increase in income, indicating non-linear effect. It implies that the Easterlin's paradox can be applied to Korea's case. The increase of the other person's income measured by income per capita in the region where respondent resides has negative effects on life satisfaction. On the other hand, a person who has married, own house, stayed healthy, and highly been educated is likely to have higher life satisfaction. Additionally, a person with many household members, urban resident, unemployed or self-employed are negatively correlated with life satisfaction.
This study is to investigate causal relationship between individual life satisfaction and air pollution, using ordered probit model with the KLIPS panel dataset for 1998-2008. As determinants, both individual economic and socio-demographic characteristics are considered. Empirical results show that the degree of air pollution has negative effects on individual life satisfaction. The effects of other variables are similar to those of existing studies. This study found that life satisfaction increases along with income increase. However, at a certain point, the increase of life satisfaction becomes smaller even with an increase in income, indicating non-linear effect. It implies that the Easterlin's paradox can be applied to Korea's case. The increase of the other person's income measured by income per capita in the region where respondent resides has negative effects on life satisfaction. On the other hand, a person who has married, own house, stayed healthy, and highly been educated is likely to have higher life satisfaction. Additionally, a person with many household members, urban resident, unemployed or self-employed are negatively correlated with life satisfaction.
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문제 정의
그러나 순서형 프로빗 모형에서는 생활만 족도의 응답이 매우 불만족에서 불만족으로 한 단계 개선된 것과 만족에서 매우 만족으로 한 단계 개선된 것이 가지는 서로 다른 의미를 구분하지 않는다. 따라서 각 독립변수들이 생활만족도 응답에 미치는 비선형적인 영향을 고려하기 위하여 이들 이 종속변수에 미치는 영향을 한계확률효과를 측정함으로서 확인하였다.
위의 식에서 종속변수인 생활만족도는 한국 노동패널에서 5점 척도로 조사하고 있는 서수적 순서를 가진 범주형 자료이므로 순서형 프로빗 모형으로 분석하고자 한다. 또한 각 독립변수들이 생활만족도 응답에 미치는 비선형적인 영향을 고려하기 위하여 독립변수들이 종속변수에 미치는 한계확률효과(marginal probability effect)를 측정하고자 한다.6)
이는 공기 중 대기오염물질의 농도가 높은 깨끗하지 않은 공기를 마시게 되어 발생하는 불쾌감이 인간의 생활만족도를 낮추고, 또한 오염된 공기를 마시는 것이 건강에 악영향을 미칠 것이라는 우려가 생활만족도를 낮출 것이라고 보았기 때문이다. 본 연구 또한 대기오염이 생활만족도에 부정적인 영향을 미칠 것이라는 선행연구와 같은 문제의식을 가지고 대기오염이 생활만족도에 미치는 영향을 순서형 프로빗 모형으로 분석하고자 한다.
본 연구는 개인의 생활만족도를 결정하는 많은 요인 중 특히 개인이 거주하고 있는 지역의 대기오염도가 미치는 영향에 초점을 맞추어 분석해 보고자 한다. 본 연구의 구성은 다음과 같다.
맑고 깨끗한 공기가 개인의 생활환경을 쾌적하게 하여 생활만족도를 높여줄 수 있다고 한다면, 쾌적한 생활환경과 대비되는 대기오염도의 증가는 생활만족도에 부정적인 영향을 끼칠 것으로 예상할 수 있다. 본 연구는 이러한 관점에서 대기오염이 개인의 생활만족도에 미치는 영향을 실증적으로 분석하고자 하였다. 본 연구도 환경오염이 생활만족도에 매우 부정적으로 미치고 있다는 데는 기존 다른 국가들을 상대로 한 연구와 유사한 결과를 보여 주고 있다.
본 연구는 한국 노동패널에서 조사하고 있는 개인의 전반적 생활만족도와 개인의 경제적 특성, 사회·인구학적 특성에 대한 자료, 그리고 환경부 대기환경연보에서 제공하고 있는 연도별 각 시/도의 대기오염도 자료를 통하여 대기오염도가 개인의 생활만족도에 미치는 영향을 분석하였다.
본 연구는 이러한 관점에서 대기오염이 개인의 생활만족도에 미치는 영향을 실증적으로 분석하고자 하였다. 본 연구도 환경오염이 생활만족도에 매우 부정적으로 미치고 있다는 데는 기존 다른 국가들을 상대로 한 연구와 유사한 결과를 보여 주고 있다. 그러나 본 연구는 한국의 지역별 패널자료를 이용하고 있고, 환경오염과 더불어 각 개인이 속한 지역의 평균소득도 각 개인의 생활만족도에 부정적으로 영향을 미쳐 상대소득가설이 성립함을 보여 주고 있다.
본 장은 한국 노동패널2)의 개인자료에서 조사되고 있는 ‘전반적 생활만족도’ 자료를 사용하여 한국인의 생활만족도의 변화 양상을 살펴보며, 대기환경연보에서 제공하는 대기오염도 자료를 활용하여 대기오염도의 추이를 살펴보고자 한다.
Welsch(2006)는 세계 행복 데이터베이스(World Database of Happiness)에서 제공하는 생활만족도를 종속변수로 하여 유럽 10개국을 대상으로 대기오염과 생활만 족도 사이의 관계를 분석하였다. 이 연구에서는 경제수준과 환경적 조건들에 따라 개인의 생활만족도가 어떻게 달라지는지를 보고, 대기오염도의 변화가 미치는 영향을 화폐가치로 환산하고자 하였다. 생활만족도에 영향을 미치는 요인 중 대기오염 변수로는 이산화질소, 총부유분진 그리고 납농도를 사용하였으며, 경제수준을 나타내는 변수로는 US달러로 환산한 구매력 기준 1인당 총생산을 사용하였다.
가설 설정
주3: 연도더미의 실증분석 결과는 제시하지 않음.
제안 방법
4) 또한 대기환경연보에서 미세먼지를 제외한 나머지 각 오염물질의 농도단위는 ‘ppm’이었으나 오염물질간의 단위 일치를 위하여 본 연구에서는 25℃ 1기압 기준의 대기오염물질의 농도전환 환산계수를 곱하여 μg/m3 로 일치시켰다.
그러나 강성진(2010)은 한국의 가구 및 개인 패널자료인 한국 노동패널을 이용하여 각 개인들이 느끼는 생활만족도의 변화와 그 결정변수들이 무엇인가를 실증적으로 분석하였다. 각 개인의 절대적인 소득(또는 소비) 수준에 의해서만 인간의 생활만족도가 결정되는 것이 아니라고 보고, 소득과 소비뿐만 아니라 각 개인의 특성(연령, 성별, 거주지역, 학력, 직업 등)과 가구의 특성(가구주 여부, 가구원수 등)을 나타내는 변수들이 생활만족도에 어떠한 영향을 미치는가를 확률효과 순서형 프로빗 모형으로 실증분석하였다.
대기오염변수는 대기환경연보(2009)에 수록된 71개 도시의 연도별 대기오염도 자료에서 제시된 이산화황, 이산화질소, 오존, 일산화탄소, 미세먼지의 오염도를 활용하였다. 각 대기오염물질의 대기중 농도를 합산하여 평균 대기오염도를 구하였다. 다시 이를 Osberg and Sharpe(2005)에서 사용한 정규화 방식을 사용하여 각각의 수치가 0에서 1사이의 값을 갖도록 하는 정규화 대기오염도를 구하여 사용하였다.
대기오염변수는 대기환경연보(2009)에 수록된 71개 도시의 연도별 대기오염도 자료에서 제시된 이산화황, 이산화질소, 오존, 일산화탄소, 미세먼지의 오염도를 활용하였다. 각 대기오염물질의 대기중 농도를 합산하여 평균 대기오염도를 구하였다.
이를 위해 독일 사회경제패널(German Socio-Economic Panel)에서 제공하고 있는 생활만족도 자료와, 독일의 대기질과 소 음정도에 관한 자료를 사용하였다. 대기질과 소음정도는 실제 측정한 수치가 아니라, 각 개인이 대기오염과 소음으로부터 얼마나 부정적 영향을 받고 있는지를 5점 척도의 응답항목으로 조사한 결과를 사용하였다. 또한 생활만족도에 영향을 미치는 사회·인구학적 관련 변수, 경제 관련 변수 그리고 지역 관련 변수를 포함시켰다.
또한 생활만족도에 영향을 미치는 사회·인구학적 관련 변수, 경제 관련 변수 그리고 지역 관련 변수를 포함시켰다.
위의 연구들에서는 종속변수로 생활만족도를 사용하였는데, 이는 각 개인에게 자신의 생활만족도를 주관적으로 평가하도록 하는 여론조사를 통하여 얻어진 자료이다. 또한 위의 연구에서는 대기오염도가 생활만족도에 영향을 미치는 요인이라고 평가하여 이산화질소, 이산화황, 미세먼지, 납농도 등을 사용하였다. 이는 공기 중 대기오염물질의 농도가 높은 깨끗하지 않은 공기를 마시게 되어 발생하는 불쾌감이 인간의 생활만족도를 낮추고, 또한 오염된 공기를 마시는 것이 건강에 악영향을 미칠 것이라는 우려가 생활만족도를 낮출 것이라고 보았기 때문이다.
또한 종속변수에 영향을 미칠 수 있는 경제적 요소로 1인당 연간 실질소득8), 1인당 연간 지역 실질소득9), 그리고 소득의 제곱항을 사용하였으며, 비경제적 요소로는 연령, 연령제곱/1000, 결혼여부10), 자가주택 보유 여부11), 여성 여부, 도시거주 여부12), 자영업자 여부13), 실업자 여부14), 건강 여부15), 중졸 또는 고졸 여부, 초대졸 이상 여부, 가구원수, 15세 이하 가구원수, 60세 이상 가구원수, 가구주 여부를 포함 하여 분석하였다.
본 연구는 선형화된 생활만족도 방정식을 통해 실증분석을 하였다. 그러나 분석에 사용된 종속변수는 서수적 순위를 가진 범주형 변수이기 때문에 독립변수들이 종속변수에 미치는 영향이 비선형적이다.
본 연구에서는 대기오염, 지역의 경제적 요인, 개인의 경제적 요인, 개인의 비경제적 요인이 생활만족도에 영향을 미친다고 가정하고 실증분석을 하기 위하여 선형화된 생활만족도 방정식을 다음과 같이 설정하였다.
환경부가 제공하는 대기환경 연보에는 71개 시별 이산화황, 이산화질소, 오존, 일산화탄소, 미세먼지 농도가 수록 되어 있다. 본 연구에서는 이 자료를 활용하여 우리나라의 평균 대기오염도를 계산하여 사용하였다.4) 또한 대기환경연보에서 미세먼지를 제외한 나머지 각 오염물질의 농도단위는 ‘ppm’이었으나 오염물질간의 단위 일치를 위하여 본 연구에서는 25℃ 1기압 기준의 대기오염물질의 농도전환 환산계수를 곱하여 μg/m3 로 일치시켰다.
본 연구에서는 편의상 원자료의 순서를 바꾸어 사용한다. 예를 들어 원자료에서 ‘매우 불만족스럽다.
이 연구에서는 경제수준과 환경적 조건들에 따라 개인의 생활만족도가 어떻게 달라지는지를 보고, 대기오염도의 변화가 미치는 영향을 화폐가치로 환산하고자 하였다. 생활만족도에 영향을 미치는 요인 중 대기오염 변수로는 이산화질소, 총부유분진 그리고 납농도를 사용하였으며, 경제수준을 나타내는 변수로는 US달러로 환산한 구매력 기준 1인당 총생산을 사용하였다. 또한 국가별 차이와 기간의 효과를 통제하기 위하여 국가더미와 기간더미를 포함시켜 일반화 최소자승법(General Least Square, GLS) 모형으로 분석하였다.
Ferrer-i-Carbonell and Gowdy(2005)는 순서형 프로빗 모형을 사용하여 환경오염과 동·식물의 멸종에 대하여 가지는 개인의 환경에 대한 태도(또는 인식)와 생활만족도 사이의 관계에 대하여 분석하였다. 종속변수는 영국 가구패널조사(British Household Panel Survey)에서 수집한 7점 척도의 주관적인 생활만족도 자료이며, 설명변수는 응답자의 환경에 대한 태도와 인구사회학적 변수이다. 영국 가구패널조사는 1991년부터 2003년까지의 자료가 이용가능하나 환경에 대한 태도는 3개년만 조사되어 이 연구에서는 1996년의 자료만을 가지고 분석하였고, 총 샘플수는 9000 명이다.
(2009)는 2007년 중국의 여섯 개 도시를 대상으로 한 조사 자료를 사용하여 대기오염과 개인의 생활만족도1) 사이의 관계를 연구하였다. 종속변수로는 개인의 웰빙 지수(Personal Well-Being Index)를 사용하였으며, 설명변수로는 환경변수(대기오염, 수질오염, 교통혼잡, 공원 접근성)와 직무만족도, 개인적 특성을 사용하였다. 대기오염 변수로는 공기 중 이산화황과 먼지(suspended particles)의 1인당 양을 사용하였다.
한국 노동패널에서는 5점 척도로 조사하였으나, 본 연구에서는 응답항목을 재구성하여 ‘불만족’, ‘보통’, ‘만족’으로 나누어 비교하였다.
환경에 대한 태도는 “오존층의 파괴”와 “많은 동·식물의 멸종”에 대하여 걱정을 하고 있는지의 유무에 대한 질문지를 통해 수집되었다.
대상 데이터
종속변수로는 개인의 웰빙 지수(Personal Well-Being Index)를 사용하였으며, 설명변수로는 환경변수(대기오염, 수질오염, 교통혼잡, 공원 접근성)와 직무만족도, 개인적 특성을 사용하였다. 대기오염 변수로는 공기 중 이산화황과 먼지(suspended particles)의 1인당 양을 사용하였다. 이와 같은 변수를 가지고 한 통상최소자승 회귀분석은 대기오염 수준이 높은 도시에서, 응답자들은 낮은 수준의 생활만족도를 나타낸다는 결과를 보여 대기오염과 개인의 생활만족도 사이에는 강한 부정적인 연관이 있음을 보였다.
(2010)는 1979년부터 1994년까지 137개국을 대상으로 한 분석에서 대기오염이 생활만족도에 부정적 영향을 미친다는 것을 보였다. 대기오염에 대한 변수로는 OECD(1999)와 유럽 대기질 데이터베이스(European Air Quality Database)에서 수집한 이산화황의 연간 평균 농도를 사용하였으며, 생활만족도 자료는 유로바로미터(Eurobarometer)에서 수집하였다. 표준 통상최소자승법과 프로빗 통상 최소자승법 회귀모형을 사용하여 분석하였다.
종속변수는 영국 가구패널조사(British Household Panel Survey)에서 수집한 7점 척도의 주관적인 생활만족도 자료이며, 설명변수는 응답자의 환경에 대한 태도와 인구사회학적 변수이다. 영국 가구패널조사는 1991년부터 2003년까지의 자료가 이용가능하나 환경에 대한 태도는 3개년만 조사되어 이 연구에서는 1996년의 자료만을 가지고 분석하였고, 총 샘플수는 9000 명이다. 환경에 대한 태도는 “오존층의 파괴”와 “많은 동·식물의 멸종”에 대하여 걱정을 하고 있는지의 유무에 대한 질문지를 통해 수집되었다.
Rehdanz and Maddison(2008)은 지역의 환경질, 특히 지역의 대기오염과 소음이 개인의 생활만족도 미치는 영향을 연구하였다. 이를 위해 독일 사회경제패널(German Socio-Economic Panel)에서 제공하고 있는 생활만족도 자료와, 독일의 대기질과 소 음정도에 관한 자료를 사용하였다. 대기질과 소음정도는 실제 측정한 수치가 아니라, 각 개인이 대기오염과 소음으로부터 얼마나 부정적 영향을 받고 있는지를 5점 척도의 응답항목으로 조사한 결과를 사용하였다.
이론/모형
각 대기오염물질의 대기중 농도를 합산하여 평균 대기오염도를 구하였다. 다시 이를 Osberg and Sharpe(2005)에서 사용한 정규화 방식을 사용하여 각각의 수치가 0에서 1사이의 값을 갖도록 하는 정규화 대기오염도를 구하여 사용하였다.7)
생활만족도에 영향을 미치는 요인 중 대기오염 변수로는 이산화질소, 총부유분진 그리고 납농도를 사용하였으며, 경제수준을 나타내는 변수로는 US달러로 환산한 구매력 기준 1인당 총생산을 사용하였다. 또한 국가별 차이와 기간의 효과를 통제하기 위하여 국가더미와 기간더미를 포함시켜 일반화 최소자승법(General Least Square, GLS) 모형으로 분석하였다. 분석결과 총부 유분진에서는 유의한 관계가 나타나지 않았으나, 이산화질소와 납농도는 생활만족도 수준과 유의한 음의 관계, 1인당 총생산은 유의한 양의 관계를 가지는 것으로 나타났다.
본 연구는 대기오염, 개인의 경제, 사회·인구학적 특성이 이 생활만족도에 미치는 영향을 분석하기 위하여 순서형 프로빗 모형을 사용하였다.
본 연구는 타인 혹은 타 지역의 소득이 미치는 영향을 포함하는 상대소득가설을 고려한 강성진(2010)의 모형에 대기오염도가 미치는 영향을 포함하여 분석모형을 설정하였다. 현시선호이론에 따라 t기에 지역 j에 거주하는 개인 i의 주관적인 생활만족도의 함수가 다음과 같이 구성된다고 본다.
MacKerron and Mourato(2009)는 영국 런던에 거주하는 개인 400명으로부터 조사한 생활만족도 자료와 거주 지역의 오염 집중도를 계산해 주는 지리정보시스템 (Geographic Information System, GIS)을 활용하여 비경제적 요인 중 특히 환경의 질(environmental quality)이 개인의 생활만족도에 미치는 영향을 분석하였다. 분석 방법으로는 순서형 로짓(Ordered Logit), 순서형 프로빗, 통상최소자승법(Ordinary Least Square, OLS)을 사용하였으며, 대기오염 변수로는 이산화질소와 미세먼지를 사용하였다. 실증분석 결과 환경의 질을 나타내는 대기오염수준은 생활만족도와 통계적으로 유의한 음의 관계를 보였다.
위의 식에서 종속변수인 생활만족도는 한국 노동패널에서 5점 척도로 조사하고 있는 서수적 순서를 가진 범주형 자료이므로 순서형 프로빗 모형으로 분석하고자 한다. 또한 각 독립변수들이 생활만족도 응답에 미치는 비선형적인 영향을 고려하기 위하여 독립변수들이 종속변수에 미치는 한계확률효과(marginal probability effect)를 측정하고자 한다.
대기오염에 대한 변수로는 OECD(1999)와 유럽 대기질 데이터베이스(European Air Quality Database)에서 수집한 이산화황의 연간 평균 농도를 사용하였으며, 생활만족도 자료는 유로바로미터(Eurobarometer)에서 수집하였다. 표준 통상최소자승법과 프로빗 통상 최소자승법 회귀모형을 사용하여 분석하였다. 모든 모형에서 오염변수는 통계적으로 유의한 음의 부호를 나타내었고, 환경에 많은 관심을 가진 사람일수록 오염에 의해 더 고통을 받으며, 나이가 많을수록 대기오염이 건강에 악영향을 끼쳐 더 고통스럽게 여긴다는 것을 보였다.
성능/효과
본 연구는 대기오염, 개인의 경제, 사회·인구학적 특성이 이 생활만족도에 미치는 영향을 분석하기 위하여 순서형 프로빗 모형을 사용하였다. 그 결과 대기오염도의 상승은 생활만족도에 부정적인 영향을 미치며, 자신의 소득 증가, 결혼, 자가주택 보유, 건강, 높은 교육수준은 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치고, 많은 가구원수, 도시거주, 실업상태, 자영업 종사는 생활만족도에 부정적인 영향을 미친다는 결과를 얻었다.
이는 연령이 높아질수록 생활만족도가 낮아지다가 다시 높아지는 U자 형태의 비선형 효과를 의미하며, 이는 Branchflower and Oswald(2004), 강성진(2009)의 연구 결과와 같다. 그 밖에 기혼자일수록, 자가주택을 보유할수록, 교육수준이 높을수록, 건강할수록 생활만족도 수준이 더 높은 것으로 나타났다. 반면에 도시 거주자일수록, 실업자일수록17), 가구주일수록, 자영업자일수록 상대적으로 생활만족도가 낮은 것으로 나타났다.
셋째, 자신의 소득이 증가할수록 생활만족도가 높아지나 그 증가폭이 작아지는 비선형 효과가 나타난다. 넷째, 연령은 생활만족도에 비선형적 영향을 미치는데, 연령이 증가할수록 생활만족도가 낮아지다 다시 높아지는 비선형 관계를 나타낸다. 다섯째, 결혼, 자가주택 보유, 건강, 높은 교육수준은 생활만 족도에 긍정적인 영향을 미친다.
넷째, 연령은 생활만족도에 비선형적 영향을 미치는데, 연령이 증가할수록 생활만족도가 낮아지다 다시 높아지는 비선형 관계를 나타낸다. 다섯째, 결혼, 자가주택 보유, 건강, 높은 교육수준은 생활만 족도에 긍정적인 영향을 미친다. 여섯째, 많은 가구 구성원, 실업상태, 도시거주, 자영업 종사는 생활만족도에 부정적인 영향을 미친다.
첫째, 대기오염도의 상승은 생활 만족도에 부정적인 영향을 미친다. 둘째, 자신의 소득 증가는 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치나 본인이 속한 지역의 1인당 소득으로 측정한 타인의 소득 증가는 부정적인 영향을 미친다. 셋째, 자신의 소득이 증가할수록 생활만족도가 높아지나 그 증가폭이 작아지는 비선형 효과가 나타난다.
모형(4)∼모형(6)에서 정규화한 대기오염도의 계수 값은 모형(1)∼모형(3)의 결과와 마찬가지로 모두 1% 유의수준에서 유의한 음의 값을 보인다. 따라서 1인당 지역 실질소득을 고려한 모형에서도 대기오염도의 상승이 생활만족도에 부정적인 영향을 미치고 있음을 확인하였다.
또한 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치는 1인당 연간 실질소득의 한계확률효과를 보면 ‘만족’에 응답할 확률이 가장 많이 증가(3.43%)하며, ‘불만족’에 응답할 확률이 가장 많이 감소(-1.62%)한다.
먼저 정규화한 대기오염도의 추정결과를 보면, 계수 값은 모형(1)∼모형(3) 모두 1% 유의수준에서 유의한 음의 값을 보이고 있다.
표준 통상최소자승법과 프로빗 통상 최소자승법 회귀모형을 사용하여 분석하였다. 모든 모형에서 오염변수는 통계적으로 유의한 음의 부호를 나타내었고, 환경에 많은 관심을 가진 사람일수록 오염에 의해 더 고통을 받으며, 나이가 많을수록 대기오염이 건강에 악영향을 끼쳐 더 고통스럽게 여긴다는 것을 보였다.
환경에 대한 태도는 “오존층의 파괴”와 “많은 동·식물의 멸종”에 대하여 걱정을 하고 있는지의 유무에 대한 질문지를 통해 수집되었다. 분석 결과 생활만족도와 오존층 파괴에 대한 걱정 사이에는 음의 상관관계가 있으며, 생활만족도와 멸종에 대한 걱정 사이에는 양의 상관관계가 있음을 발견하였다.
또한 국가별 차이와 기간의 효과를 통제하기 위하여 국가더미와 기간더미를 포함시켜 일반화 최소자승법(General Least Square, GLS) 모형으로 분석하였다. 분석결과 총부 유분진에서는 유의한 관계가 나타나지 않았으나, 이산화질소와 납농도는 생활만족도 수준과 유의한 음의 관계, 1인당 총생산은 유의한 양의 관계를 가지는 것으로 나타났다. 이는 대기오염은 생활만족도에 부정적 영향을 미치고, 경제수준은 생활만족도에 긍정적인 영향을 미친다는 결과이다.
둘째, 자신의 소득 증가는 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치나 본인이 속한 지역의 1인당 소득으로 측정한 타인의 소득 증가는 부정적인 영향을 미친다. 셋째, 자신의 소득이 증가할수록 생활만족도가 높아지나 그 증가폭이 작아지는 비선형 효과가 나타난다. 넷째, 연령은 생활만족도에 비선형적 영향을 미치는데, 연령이 증가할수록 생활만족도가 낮아지다 다시 높아지는 비선형 관계를 나타낸다.
또한 생활만족도에 영향을 미치는 사회·인구학적 관련 변수, 경제 관련 변수 그리고 지역 관련 변수를 포함시켰다. 순서형 프로빗 모형으로 분석한 결과 대기오염과 소음, 연령, 남성은 통계적으로 유의한 음의 관계, 즉 생활만족도에 부정적 영향을 미치고 있으며, 소득의 증가는 생활 만족도에 긍정적인 영향을 미치나 그 증가폭은 점점 감소한다는 결과를 보여주었다.
분석 방법으로는 순서형 로짓(Ordered Logit), 순서형 프로빗, 통상최소자승법(Ordinary Least Square, OLS)을 사용하였으며, 대기오염 변수로는 이산화질소와 미세먼지를 사용하였다. 실증분석 결과 환경의 질을 나타내는 대기오염수준은 생활만족도와 통계적으로 유의한 음의 관계를 보였다. 또한 추가 실시한 분석에 따르면 이산화질소의 연간 농도가 10μg/m3 만큼 상승할 때 생활만족도 수준이 절반정도로 낮아지는데 도시의 대기오염수준을 낮추는 것이 얼마나 의미있는 일인지를 알 수 있도록 해 주는 결과이다.
여섯째, 많은 가구 구성원, 실업상태, 도시거주, 자영업 종사는 생활만족도에 부정적인 영향을 미친다. 여섯째, 높은 교육수준은 생활 만족도에 긍정적인 영향을 미친다. 일곱째, 가구 구성원이 많은 경우, 실업자인 경우, 도시에 거주하는 경우, 자영업자인 경우는 생활만족도에 부정적인 영향을 미친다.
다섯째, 결혼, 자가주택 보유, 건강, 높은 교육수준은 생활만 족도에 긍정적인 영향을 미친다. 여섯째, 많은 가구 구성원, 실업상태, 도시거주, 자영업 종사는 생활만족도에 부정적인 영향을 미친다. 여섯째, 높은 교육수준은 생활 만족도에 긍정적인 영향을 미친다.
응답비율의 추이를 살펴본 결과 평균 만족감의 상승, 만족에 대한 응답비율의 증가, 불만족에 대한 응답비율의 감소를 통하여 한국인의 전반적 생활만족도 수준이 향상되고 있다고 평가할 수 있다.
5%로 크게 낮아졌다. 이를 통해 한국인의 평균적인 전반적 생활만족도가 상승 하였음을 확인할 수 있었다. 또한 제주도를 제외한 15개 시/도 중에서 2009년에 가장 높은 생활만족도를 보인 지역은 전라북도(3.
대기오염 변수로는 공기 중 이산화황과 먼지(suspended particles)의 1인당 양을 사용하였다. 이와 같은 변수를 가지고 한 통상최소자승 회귀분석은 대기오염 수준이 높은 도시에서, 응답자들은 낮은 수준의 생활만족도를 나타낸다는 결과를 보여 대기오염과 개인의 생활만족도 사이에는 강한 부정적인 연관이 있음을 보였다.
‘1인당 지역 실질소득(자신의 소득 제외)의 제곱’항은 양의 부호를 나타내었는데, 이는 1인당 지역 실질소득(자신의 소득 제외)이 증가할수록 생활만족도가 낮아지다가 다시 증가하는 U자 형태를 보이는 것을 의미한다. 이와 관련하여 1인당 연간 실질소득과 1인당 지역 실질소득의 최고점 및 최저점을 계산하였고, 1인당 연간 실질소득의 금액은 5억 9,655만원일 때 개인의 생활만족도가 최대화되며, 1인당 연간 지역 실질소득이 9,241만원일 때 개인의 생활만족도가 최소화되는 것으로 나타났다.
한국에서도 대기오염을 고려하더라도 이스털린 역설이 의미하는 바가 어느 정도 나타남을 보여 주는 결과이다. 이와 관련하여 1인당 연간 실질소득의 최고점 및 최저점을 계산한 결과 5억 9,655만원일 때 개인의 생활만족도가 최대화되는 것으로 나타났다.
여섯째, 높은 교육수준은 생활 만족도에 긍정적인 영향을 미친다. 일곱째, 가구 구성원이 많은 경우, 실업자인 경우, 도시에 거주하는 경우, 자영업자인 경우는 생활만족도에 부정적인 영향을 미친다.
이상의 실증 분석 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 대기오염도의 상승은 생활 만족도에 부정적인 영향을 미친다. 둘째, 자신의 소득 증가는 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치나 본인이 속한 지역의 1인당 소득으로 측정한 타인의 소득 증가는 부정적인 영향을 미친다.
후속연구
본 연구는 대기오염도가 생활만족도에 미치는 영향을 분석하였으나, 각 대기오염 물질이 가진 특성을 고려하지 않고 합산하여 대기오염도의 대리지표로 사용하는 것에 다소 한계가 있다. 따라서 앞으로 대기오염도가 생활만족도에 미치는 영향을 보다 정확히 측정하기 위하여 각 대기오염물질의 특성을 고려하여 정규화하여 합산하는 방식 등의 대기오염도 산정 방법을 연구에 반영할 필요가 있을 것이다. 또한 경제학 분야는 인간이 최종적으로 도달하고자 하는 삶의 질적 측면인 생활만족도에 대한 연구가 부족하나 이를 극복하기 위하여 생활만족도에 영향을 미치는 요인에 대한 이론 및 실증분석이 더 활발히 이루어져야 하며, 환경적 요인이 생활만족도에 미치는 영향을 연구해야 하는 당위성을 명확히 하고 보다 논리적이며 합리적인 검증 과정으로의 보완이 이루어져야 할 것이다.
따라서 앞으로 대기오염도가 생활만족도에 미치는 영향을 보다 정확히 측정하기 위하여 각 대기오염물질의 특성을 고려하여 정규화하여 합산하는 방식 등의 대기오염도 산정 방법을 연구에 반영할 필요가 있을 것이다. 또한 경제학 분야는 인간이 최종적으로 도달하고자 하는 삶의 질적 측면인 생활만족도에 대한 연구가 부족하나 이를 극복하기 위하여 생활만족도에 영향을 미치는 요인에 대한 이론 및 실증분석이 더 활발히 이루어져야 하며, 환경적 요인이 생활만족도에 미치는 영향을 연구해야 하는 당위성을 명확히 하고 보다 논리적이며 합리적인 검증 과정으로의 보완이 이루어져야 할 것이다.
본 연구는 대기오염도가 생활만족도에 미치는 영향을 분석하였으나, 각 대기오염 물질이 가진 특성을 고려하지 않고 합산하여 대기오염도의 대리지표로 사용하는 것에 다소 한계가 있다. 따라서 앞으로 대기오염도가 생활만족도에 미치는 영향을 보다 정확히 측정하기 위하여 각 대기오염물질의 특성을 고려하여 정규화하여 합산하는 방식 등의 대기오염도 산정 방법을 연구에 반영할 필요가 있을 것이다.
질의응답
핵심어
질문
논문에서 추출한 답변
기후변화에 관한 정부간 협의체의 4차 보고서는 무엇을 언급하였는가?
기후변화에 관한 정부간 협의체(Intergovernmental Panel of Climate Change, IPCC)의 4차 보고서는 기후변화에 인간에게 미치는 부정적인 영향을 설명하면서, 동시에 대기오염에 의한 영향에 대하여도 언급하였다. 화석연료의 사용에 따라 발생하는 일산화탄소, 이산화황, 미세먼지, 질소산화물, 탄화수소 및 기타 오염물질과 같은 대기오염물질에 대한 노출의 증가는 각종 질병의 발생을 유발하여, 질병률뿐 만 아니라 사망률까지 높이는 악영향을 가져온다고 한다(Parry et al.
개인의 전반적 생활만족도(life satisfaction)와 대기오염 사이에 어떤 연관관계가 있는지 분석한 결과는 어떠한가?
기존 연구에서 고려하고 있는 다양한 개인의 경제적 특성과 사회 인구학적 특성을 동시에 고려하였다. 실증분석 결과 대기오염도는 개인의 생활만족도에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그 외에 다른 변수들은 기존의 많은 연구결과와 유사한 결론을 보여 주었다. 소득이 증가할수록 생활만족도가 높아지나 어느 수준이 지나면 증가폭이 작아지는 비선형 효과가 나타나 이스털린 역설(Easterlin's paradox)이 의미하는 바가 한국에서도 어느 정도 나타나고 있음을 보여주었다. 본인이 속한 지역의 1인당 소득으로 측정한 타인의 소득 증가는 생활만족도에 부정적 영향을 미치지만, 결혼, 자가주택 보유, 건강, 높은 교육수준은 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치고, 가구원수가 많은 가구 구성원, 도시거주자, 실업자, 자영업자인 경우는 생활만족도에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
화석연료를 사용함에 따라 발생되는 물질은 무엇인가?
기후변화에 관한 정부간 협의체(Intergovernmental Panel of Climate Change, IPCC)의 4차 보고서는 기후변화에 인간에게 미치는 부정적인 영향을 설명하면서, 동시에 대기오염에 의한 영향에 대하여도 언급하였다. 화석연료의 사용에 따라 발생하는 일산화탄소, 이산화황, 미세먼지, 질소산화물, 탄화수소 및 기타 오염물질과 같은 대기오염물질에 대한 노출의 증가는 각종 질병의 발생을 유발하여, 질병률뿐 만 아니라 사망률까지 높이는 악영향을 가져온다고 한다(Parry et al., 2007).
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