본 연구는 은퇴자의 건강, 경제, 가족관계 만족도가 주관적 건강인식을 매개로 하여 삶의 만족도에 미치는 직·간접적 영향과 자아존중감에 따른 조절효과 검증에 따른 필요에서 연구 분석을 실행하였다.
본 연구는 2013년 한국복지패널조사 데이터를 활용하였다. 한국복지패널조사데이터는 제주 포함 전국을 대상으로 조사하였다는 장점을 지니고 있다. 한국복지패널에서 은퇴자를 색출하기 위해 경제활동상태 문항3의 ‘주된 경제활동 참여 상태’ 문항에서 ‘비 경제활동 인구’를 색출하고 문항11의 비경제활동 사유가 ‘근로의사 없음’으로 응답한 조사자 중 55세 이상만을 축출해 은퇴자로 선정하였다. 이와 같은 선택은 본 연구의 은퇴자의 정의가 비경제활동인구이며, 앞으로 근로의사가 없는 사람을 은퇴자라고 정의하였기 때문이다. 이와 같은 은퇴자는 3,967명으로 은퇴자들의 삶의 만족도에 미치는 영향을 파악하기 위한 목적으로 조사 분석에 사용하였다.
본 연구에서는 은퇴자의 건강, 경제, 가족관계 만족도가 주관적 건강인식을 매개로 하여 삶의 만족도에 미치는 영향을 파악하기 위해 회귀분석모형으로 분석하였으며, 매개효과와 조절효과 검증을 위해서는 3단계 검증과정을 거쳐 분석하였다. 그에 따른 연구결과는 다음과 같다.
첫째, 건강, 경제, 가족관계 만족도가 주관적 건강인식변수를 매개하여 은퇴자의 삶의 만족도에 미치는 영향력과 연구모형 구축을 위해 회귀분석을 실시하여, 건강, 경제, 가족관계 만족도를 적용하여 은퇴자의 주관적 건강 인식을 검증한 결과 건강, 경제, 가족관계 만족도 중 만성질환 수(ß=-.327)는 부(-)의 영향관계를 주는 것으로 나타났고, 생활비(ß= .124), 가족관계 만족도(ß=.044), 공적연금(ß=.085)은 정(+)의 영향관계를 주는 것으로 나타났다. 즉 은퇴자의 만성질환수가 적을수록, 총 생활비, 가족관계 만족도, 공적연금은 높을수록 주관적 건강인식이 높아진다는 것이다. 주관적 건강인식을 설명하는 설명력은 15.3%이다.
둘째, 건강, 경제, 가족관계 만족도를 적용하여 삶의 만족도를 검증한 결과, 만성질환 수(ß=-.080)는 부(-)의 영향 관계를 주는 것으로 나타났고, 건강검진 횟수(ß=.041), 총 생활비(ß=.195), 가족관계 만족도(ß=.288), 공적연금(ß=.046), 개인연금(ß=.038), 주택소유여부(ß=.088)로 정(+)의 영향 관계를 주는 것으로 나타났다. 이는 만성질환수가 적을수록, 건강검진횟수, 총 생활비, 가족관계 만족도, 공적연금, 개인연금, 주택소유여부는 많을수록 삶의 만족도가 높게 나타난다는 것이다. 삶의 만족도 설명력은 19.7%로 분석되었다.
셋째, 주관적 건강인식 변수는 은퇴자의 삶의 만족도에 (ß=.294)에서 정(+)의 영향력을 미치는 것으로 나타났다.
넷째, 은퇴자의 건강, 경제, 가족관계 만족도 변수를 적용하여 삶의 만족도를 검증한 결과, 건강검진횟수(ß=.041), 총 생활비(ß=.160), 가족관계 만족도(ß=.265), 개인연금(ß=.028), 주택소유여부(ß=.086)에서 삶의 만족도에 유의한 정(+)의 영향력을 미치고 있으며, 매개변수인 주관적 건강인식 변수가 은퇴자의 삶의 만족도에 유의한 정(+)의 영향력(ß=.294)을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 매개변수인 주관적 건강인식은 독립변수(건강, 경제, 가족관계 만족도)와 종속변수인 삶의 만족도에 미치는 영향을 매개한다고 할 수 있다. 은퇴자의 삶의 만족도 설명력은 27.0%이다.
연구결과를 보면 건강, 경제, 가족관계 만족도는 주관적 건강인식을 매개로 하여 은퇴자의 삶의 만족도에 영향을 미치는 것으로 검증되었다. 즉, 건강, 경제, 가족관계 만족도는 주관적 건강인식 단계에서 직접적인영향을 미치는 것으로 나타났으며, 건강, 경제, 가족관계 만족도는 주관적 건강인식을 매개로 하여 은퇴자의 삶의 만족도에 간접적인 영향을 미친다고 할 수 있다. 건강, 경제, 가족관계 만족도, 주관적 건강인식, 삶의 만족도 간의 매개효과 결과를 살펴보면, 건강, 경제, 가족관계 만족도가 삶의 만족도에 미치는 회귀계수가 2단계에서 3단계로 변화과정을 보면, 총 생활비(ß=.195에서 ß=.160), 가족관계 만족도(ß=.288에서 ß=.265)에서 감소하고 있으므로 총 생활비와 가족관계 만족도는 주관적 건강인식을 부분 매개하여 삶의 만족도에 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다. 즉 총 생활비와 가족관계 만족도가 높은 은퇴자는 주관적 건강인식을 높이고, 이런 주관적 건강인식의 변화는 은퇴자들의 전반적인 삶의 만족도 향상을 경험하게 됨을 확인할 수 있다.
다섯째, 건강, 경제, 가족관계 만족도, 주관적 건강인식, 삶의 만족도가 은퇴자의 자아존중감에 따라 서로 유의한 차이가 있는지에 대한 조절효과 검증 결과를 살펴보면, 은퇴자의 건강, 경제, 가족관계 만족도 와 주관적 건강인식을 적용한 1단계에서는 건강, 경제, 가족관계 만족도 중 건강검진 횟수(ß=.041), 총 생활비(ß=.160), 가족관계 만족도(ß=.265), 개인연금(ß=.028, p<.05), 주택소유여부(ß=.086)와 주관적 건강인식(ß=.294)은 은퇴자의 삶의 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 분석되었다.
조절변수가 적용된 2단계에서는 자아존중감 변수가 첨가됨으로써 설명력은 27.0%에서 27.8%로 증가하였다. 즉 은퇴자의 자아존중감(ß=.097)이 높을수록 삶의 만족도가 높아지는 것으로 나타났다.
마지막으로 평균 중심화 된 상호작용항이 투입된 3단계에서는 자아존중감*총 생활비(ß=.412, p<.01)에서 은퇴자의 삶의 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치며, 자아존중감*가족관계 만족도(ß=-.294, p<.01), 자아존중*주관적 건강인식( ß=-.239, p<.05)에서 은퇴자의 삶의 만족도에 유의한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 변화된 설명력은 28.2%로 유의미하게 나타나 조절효과가 있는 것을 알 수 있다.
또한, Sharma(1981)는 조절변수 역할에 대한 세부적인 형태 구분에 의하면 상호작용항인 자아존중감*총 생활비(ß=.412, p<.01), 자아존중감*가족관계 만족도(ß=-.294, p<.01), 자아존중감*주관적건강인식(ß=-.239, p< .05)도 은퇴자의 삶의 만족도에 유의한 영향을 주고, 조절변수인 자아존중감(ß=.065, p<.05)도 은퇴자의 삶의 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 주므로 유사 조절변수인 것이다.
상호작용항이 포함된 3단계는 은퇴자의 자아존중감의 여부에 따른 은퇴자의 삶의 만족도 차이를 보여 주고 있다. 총 생활비가 은퇴자의 삶의 만족도에 미치는 영향에 대한 자아존중감의 조절효과는 정(+)적으로 유의 하였다. 분석 결과 자아존중감의 주 효과가 유의한 차이가 있는 것으로 나타나 자아존중감은 삶의 만족도에 유의한 영향을 미치는 결과를 보였으며, 총 생활비와 자아존중감 간의 상호작용 효과 역시 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 총 생활비가 증가하면 삶의 만족도가 증가하는데 자아존중감이 높은 집단이 낮은 집단보다 삶의 만족도가 더 많이 증가하고 있음을 시사한다.
이러한 결과는 총 생활비가 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 미칠 때 자아존중감은 총 생활비의 영향력을 더욱 긍정적으로 강화시키는 역할을 하고 있는 것으로 해석할 수 있다.
은퇴자의 가족관계 만족도와 주관적 건강인식이 은퇴자의 삶의 만족도에 미치는 영향에 대한 자아존중감의 조절효과는 부(-)적으로 유의하였다. 분석결과 자아존중감에 따라 가족관계 만족도와 주관적 건강인식이 높을수록 삶의 만족도가 높을 가능성이 커지나 자아존중감이 높을수록 가족관계 만족도와 주관적 건강인식이 삶의 만족도에 미치는 영향력이 완화되는 것으로 검증되어 자아존중감이 높을수록 가족관계 만족도와 주관적 건강인식이 삶의 만족도에 미치는 영향이 저하된다는 점을 보여 주고 있다.
이러한 결과는 가족관계 만족도와 주관적 건강인식이 삶의 만족도에 긍정적으로 영향을 미칠 때 자아존중감은 가족관계 만족도와 주관적 건강인식의 영향력을 부적으로 완화시키는 역할을 하고 있는 것이라 할 수 있다. 결국 가족관계 만족도와 주관적 건강인식이 삶의 만족도에 미치는 영향은 자아존중감에 따라 완화됨을 알 수 있다.