가. 주관적 안녕
주관적 안
녕
(well-being)의 개념은 그리스의 쾌락주의(hedonism) 에서 기원하지만 현대적 개념의 주관적 안녕은 성취에 대한 감정,삶
의 목적, 의미 등을 포함한다.127) 한국인의 주관적 안녕의 수준은 분단 상황, 즉 고착화된 갈등 상황 하에 있는 한국사회에 대한 개인 적인 만족
감에 대한 간접적 지표로 활용될 수 있을 것이다. 본 연구 에서는 주관적 안녕
을 측정하기 위해 7개 문항을 사용하였다(7점 척
도, 1점: 전적으로 만족하지않
음, 7점: 전적으로 만족함).128)1) 현재 당신의
삶은 전 체적으로 얼마 나 행복합니까?
2) 현
재 당신의 객
관적 생활조건들에얼마 나 만족
하십니까?
3) 당신은 현
재 자신의 삶
에 얼마나 만족하십니까?
4) 당신 주위의 다른 사람
들과비교해서 얼마 나 행복합니까?
5) 당신 주위의 다 른 사람
들과 비교하면 자신의 객관적 생활조건 들에얼
마나 만족하십
니까?6) 당신이 바라는 이상과 비교하면 현재 당신의 삶은 얼마나 행복 합니까?
7
) 당신이 바라는 이상과 비교하면 자신의 객관적 생활조건에 얼 마나 만족하십니까?127) 박주언‧심수진‧이희길, “주관적 웰빙 측정 방안,” 통계청 통계개발원 엮음, 뺷2012 년 상반기 연구결보고서뺸(대전: 통계청 통계개발원, 2012), p. 147.
128) 한덕웅‧표승연, “정서 경험에 따른 주관안녕, 건강지각 및 신체질병의 예측,” 뺷한국 심리학회지: 건강뺸, 제7권 3호 (2002), p. 412.
문항 간 내적 일
치도(Cronbach α)는 .94이었다(7점 척도). 인구
통계학적 변수에 따른 평균은 <표
Ⅱ-11>에 제시하였다. 한국인의 주관적 안녕의 평균은 4.28이었다. 연령별로 보면 30대(4.33)에서
주관적 안녕 수준이 가장 높았고 20대(4.20)에서 가장 낮았다. 20 대, 30대의 경우 남성이 여성보다 주관적 안녕의 수준이 높았지만 (20대 남성: 4.30, 20대 여성: 4.09, 30대 남성: 4.41, 30대 여성 : 4.24), 50대의 경우 여성(4.51)이 남성(4.02)보다 주관적 안 녕 수준
이 높았다. 40대와 60세 이상의 경우 성별에 따른 차이는 없었다(40 대 남성: 4.26, 40대 여성: 4.37, 60대 이상 남성: 4.33, 60대 이상 여
성: 4.26). 불교(4.43)에서 주관적 안 녕
의 평균이 가장 높고, 무교 (4.15)에서 가장 낮았다. 정치성향별로 보면 보수(4.40)가 주관적 안녕도가 가장 높았으며 중도(4.21)와 진보(4.27)의 차이는 유의하
지 않았다. 월 가구소득이 높을수록 주관적 안녕
수준이높았다
(300만원 미만: 3.90, 300~500만원: 4.19, 500만원 이상 : 4.54).
성
별에 따른 차이는 없었다.
<표 Ⅱ-11> 인구통계학적 변수별 주관적 안녕의 평균
구분 사례수 평균(표준오차)
전체 (1000) 4.28(0.04)
성별 남성 (496) 4.26(0.05)
여성 (504) 4.30(0.06)
연령
20대 (173) 4.20(0.09)
30대 (165) 4.33(0.09)
40대 (197) 4.31(0.09)
50대 (201) 4.26(0.09)
60세+ (264) 4.29(0.08)
성 연령
20대 남성 (91) 4.30(0.13)
20대 여성 (82) 4.09(0.13)
30대 남성 (84) 4.41(0.13)
30대 여성 (81) 4.24(0.14)
40대 남성 (100) 4.26(0.11)
40대 여성 (97) 4.37(0.13)
50대 남성 (103) 4.02(0.12)
50대 여성 (98) 4.51(0.12)
60세+ 남성 (118) 4.33(0.13)
60세+ 여성 (146) 4.26(0.10)
종교
기독교 (217) 4.40(0.09)
불교 (174) 4.43(0.09)
천주교 (116) 4.37(0.11)
종교없음 (492) 4.15(0.06)
정치 성향
보수 (244) 4.40(0.08)
중도 (437) 4.21(0.06)
진보 (319) 4.27(0.07)
지역
서울 (193) 4.42(0.08)
인천/경기 (306) 4.20(0.07)
대전/충청/세종 (105) 4.35(0.13)
광주/전라 (98) 4.44(0.12)
대구/경북 (102) 4.20(0.12)
부산/울산/경남 (155) 4.12(0.10)
강원/제주 (41) 4.47(0.21)
월 가구 소득 300만원 미만 (213) 3.90(0.09)
300~500만원 (345) 4.19(0.06)
500만원 이상 (442) 4.54(0.06)
탈북민 교류정도
만난 적 없음 (718) 4.25(0.05)
만난 경험 있음 (252) 4.32(0.08)
정기적 만남 (30) 4.75(0.17)
나. 정치적 효능감
정치적 효능감은 “유권자가 정치적 과정에 영향을 미칠 수 있다는
믿
음”으로 정의된다. 정치 효능감은 개인의 정치적 행위가 정치 과 정에 영향을 미칠 것이라는 믿음을 뜻한다.129) 이 개념은 정치적 행 위에 있어 자기효능감과 유사한 개념이다. 자기 효능감은 자신의 수 행능력에 대한 판단으로 개인의 외적 행동이 결과에 대한 기대가 아 니라 내적 자
신감에서 시작된다고 가정한다. 자기 효능감이 행동에 대한 자발적이며 강력한 원동력인 것차럼 정치 효능감 역시 자발적 정치 참여를 가능하게 하는 주요 요인이자 참여민주주의 실현을 위 한 핵심 개념이다.130) 본 연구에서는 내적효능감에 대한 2개 문항,외
적효능감에 대한 2개 문항을 통해 정치적 효
능감을 측정하였다.(5 점 척도, 1점: 전적으로 동의하지 않
음, 5점: 전적으로 동의함)
131) 정치적 효능감을 측정하는 4개 문항의 내적 일치도(Cronbach α)는 .63이었
다.1) 나 같은 일반시민들도 정부가 하는 일에 대해 영향을 미칠 수 있다.
2) 정부는 나 같은 일반시민들의
목소리에 귀 기울이고 있다.
3) 나는 한국이 당면하고 있는 중요한 정치 문제를 잘 이해하고 있다.
4
) 나는 대부분의 한국사람
보다 정치나
행정에 대해 더 잘 알고 있다.129) Angus Campbell, Gerald Gurin and Warren Edward Miller, The Voter Decides (Evanston: Row, Peterson, 1954), p. 187.
130) 강수영, “정치적 자기효능감 척도(Pses) 제작 및 타당화 연구,” 뺷한국언론학보뺸, 제57권 3호 (2013), pp. 297~305.
131) 장승진‧송진미, “허위합의(False Consensus) 효과와 쟁점투표,” 뺷한국정당학회보뺸, 제16권 3호 (2017). pp. 93~94.
<표 Ⅱ-12> 인구통계학적 변수별 정치적 효능감의 평균
구분 사례수 평균(표준오차)
전체 (1000) 3.13(0.02)
성별 남성 (496) 3.20(0.03)
여성 (504) 3.07(0.03)
연령
20대 (173) 3.12(0.05)
30대 (165) 3.03(0.06)
40대 (197) 3.17(0.05)
50대 (201) 3.23(0.04)
60세+ (264) 3.11(0.04)
성 연령
20대 남성 (91) 3.19(0.07)
20대 여성 (82) 3.05(0.07)
30대 남성 (84) 3.18(0.07)
30대 여성 (81) 2.88(0.08)
40대 남성 (100) 3.26(0.07)
40대 여성 (97) 3.08(0.07)
50대 남성 (103) 3.21(0.07)
50대 여성 (98) 3.24(0.06)
60세+ 남성 (118) 3.18(0.06)
60세+ 여성 (146) 3.06(0.05)
종교
기독교 (217) 3.14(0.05)
불교 (174) 3.16(0.06)
천주교 (116) 3.16(0.06)
종교없음 (492) 3.12(0.03)
정치 성향
보수 (244) 3.12(0.04)
중도 (437) 3.05(0.03)
진보 (319) 3.27(0.04)
지역
서울 (193) 3.19(0.05)
인천/경기 (306) 3.13(0.04)
대전/충청/세종 (105) 3.08(0.08)
광주/전라 (98) 3.24(0.07)
대구/경북 (102) 3.20(0.07)
부산/울산/경남 (155) 2.99(0.05)
강원/제주 (41) 3.17(0.10)
월 가구 소득 300만원 미만 (213) 2.94(0.05)
300~500만원 (345) 3.08(0.04)
500만원 이상 (442) 3.27(0.03)
탈북민 교류정도
만난 적 없음 (718) 3.09(0.03)
만난 경험 있음 (252) 3.21(0.04)
정기적 만남 (30) 3.53(0.12)
인구통
계학적 변수에 따른 평균은 <표
Ⅱ-12>에 제시하였다. 정 치적 효능감 평균은 3.13로 중앙치를 상회했다. 남성(3.20)이 여성 (3.07)보다 정치적 효능감이 높았으며 50대(3.23)에서 정치적 효능 감에 대한 평균 점수가 가장 높고, 30대(3.03)에서 가장 낮았다. 연령
에 따른 성별
차이를 살펴보면 50대를 제외한 모든 연령대에서 남 성이 여성보다 정치적 효능감에 대한 평균 점수가 상대적으로 높은 반면(20대 남성: 3.19, 20대 여
성: 3.05, 30대 남성: 3.18, 30대 여
성: 2.88, 40대 남성 : 3.26, 40대 여
성: 3.08, 60대 이상 남성:3.18, 60대 이상 여성: 3.06), 50대의 경우 성
별에 따른 차이는 크
지않았다(50대 남성: 3.21, 50대 여
성: 3.24). 정치적 효능감이 가장높
은 집단은 40대 남성이며 가장 낮은 집단은 30대 여성이었다. 정 치성향별로 보면 진보(3.27)가 중도(3.05)와 보수(3.12)에 비해 정 치적 효능감이 높았으며 보수와 중도의 정치적 효능감은 차이가 없었
다. 월 가구 소득이 높을수록 정치적 효능감이 높았
다(300만원 미 만: 2.94, 300~500만원: 3.08, 500만원 이상: 3.27). 종교에 따른
차이는 관찰되지않았다.
다. 한국사회 불공정성
한국사회가 얼마나 공정한지에 대해
4개 문항으로 물어보았다.
문항은 한국종합사회조사 문항을 참고하여 2개 문항,
132) 연구진의논
의를거쳐 2개 문항을 선정하였다.
132) 성균관대학교 서베이리서치센터, “한국종합사회조사,” pp. 809, 904, <http://kgss.skku.
edu/wp-content/uploads/2019/05/%EB%B6%80%EB%A1%9D1_03-18-%ED%95
%9C%EA%B5%AD%EC%A2%85%ED%95%A9%EC%82%AC%ED%9A%8C%EC%A1%
B0%EC%82%AC-%EB%B3%80%EC%88%98%EB%AA%85-%EC%84%A4%EB%AC%
B8%EC%A7%80-05142019.pdf> (검색일: 2019.3.5.).
1) 나의 노력에 비해 내가 처한 현실은 공정하지 않다.
2) 한국은 재화와 기회의 분배를 더 평등하게 만
드는 “공정성 혁
명”이 필요하다.3) 한국에서는 개인의 노력보다 성
별, 지역, 연령
, 사회적 배경에따라 성공이 결정된다.
4) 열심히 일
하고 공부한다고 해서 내 처지가 더 나아질 것인지는알
수 없다.4개 문항의 내적 일치도(Cronbach α)는 .66이었
다. 인구통계학 적 변수에 따른 평균은 <표Ⅱ-13>에 제시하였다. 한국사회 공정성 을 묻는 4개 문항의 평균은 3.50이었다. 연령별로 보면 40대(3.58) 가 한국사회가 불공정하다는 인식이 가장 높았으며 20대(3.40)가 가장 낮았다. 연령에 따른 성별
차이를 살펴보면 20대의 경우 여성 (3.46)이 남성(3.34)보다 한국사회의 불공정성 인식이 높았다. 반 면, 20대를 제외한 모든 연 령대에서 성 별에 따른 차이는 크지 않았
다(30대 남성: 3.50, 30대 여성: 3.43, 40대 남성: 3.57, 40대 여 성: 3.58, 50대 남성: 3.47, 50대 여성: 3.54, 60대 이상 남성 :
3.55, 60대 이상 여성: 3.52). 40대 남성과 여성의 한국사회 불공정 성 인식이 가장 높았으며 20대 남성이 가장 낮았다. 정치성향별로
보면 진보(3.64)가 느끼는 한국사회의 불공정성이 가장 높았고 보수 (3.36)가 가장 낮았다. 지역별로는 대구/경북 지역(3.61)이 평균
점 수가 가장 높고, 서울 지역(3.44)이 가장 낮았다. 월 가구 소득이 300~500만원 미만인 응답자들(3.58)이 느끼는 한국사회의 불공성 이 다른 소득 구간 집단(300만원 미만: 3.48, 500만원 이상: 3.45) 에 비해 높았다. 성별, 종교에 따른 차이는 없었다.<표 Ⅱ-13> 인구통계학적 변수별 한국사회 공정성 인식의 평균
구분 사례수 평균(표준오차)
전체 (1000) 3.50(0.02)
성별 남성 (496) 3.49(0.03)
여성 (504) 3.51(0.03)
연령
20대 (173) 3.40(0.05)
30대 (165) 3.47(0.06)
40대 (197) 3.58(0.04)
50대 (201) 3.50(0.05)
60세+ (264) 3.53(0.04)
성 연령
20대 남성 (91) 3.34(0.08)
20대 여성 (82) 3.46(0.07)
30대 남성 (84) 3.50(0.07)
30대 여성 (81) 3.43(0.09)
40대 남성 (100) 3.57(0.06)
40대 여성 (97) 3.58(0.06)
50대 남성 (103) 3.47(0.06)
50대 여성 (98) 3.54(0.06)
60세+ 남성 (118) 3.55(0.06)
60세+ 여성 (146) 3.52(0.05)
종교
기독교 (217) 3.49(0.05)
불교 (174) 3.53(0.05)
천주교 (116) 3.45(0.06)
종교없음 (492) 3.51(0.03)
정치 성향
보수 (244) 3.36(0.04)
중도 (437) 3.48(0.03)
진보 (319) 3.64(0.04)
지역
서울 (193) 3.44(0.05)
인천/경기 (306) 3.50(0.04)
대전/충청/세종 (105) 3.47(0.07)
광주/전라 (98) 3.54(0.06)
대구/경북 (102) 3.61(0.06)
부산/울산/경남 (155) 3.51(0.05)
강원/제주 (41) 3.47(0.10)
월 가구 소득 300만원 미만 (213) 3.48(0.05)
300~500만원 (345) 3.58(0.03)
500만원 이상 (442) 3.45(0.03)
탈북민 교류정도
만난 적 없음 (718) 3.51(0.02)
만난 경험 있음 (252) 3.51(0.04)
정기적 만남 (30) 3.24(0.14)
라. 집단/갈등의 본질 변화가능성에 대한 믿음
갈등 해
결에 성공하는 데 있어
가장 큰 장애물은 분쟁의 다른 그룹
에 대한 각 집단의 강한 부정적 태도이다. 갈등을 경감하고 더 나 아가 해결하기 위해서 부정적 태도를 바
꾸려는 직접적인 시도는 방어
적인 반응을 통한 역효과를 불러올 가능성이 크다. 적대적 집단에 대한 부정적인 태도를 바꾸는 간접적인 방식의 대표적인 시도가 집 단의 본질에 대한믿음을 변화시 키는 것이다.
133)우리는 ‘사람은 변하지 않는다’라는 말을 자주 듣곤 한다. 이는 사
람
의 근본적인 속성, 특히 사람의 폭력적이거나 이기적인 속성은 변 하지 않는다는 믿음을 반영한다. 이러한 개인의 본질이 고정적인지, 아니면 변하는지에 대한 암묵적인 믿음은 대인관계에 영향을 미친 다. 사람
들의 본질이 고정적이라고 믿는 이들은 잘못을 환경의 영향
이 아닌 타고난
성정, 즉 고정된 자질의 탓으로 돌리기 쉬우며 변화 가 불가능하기 때문에 강력한 처벌과 보복을 원하는 경향이 강하다.반면 사
람들의 본 질이 변할 수 있다고 믿는 이들은 잘못
된 행동이 환경의 영향으로 생각하는 경향이 있으며 잘못
을 저지른 사람에 대
한 처벌을 덜 권하고, 협상을 권할 가능성이 더 높다. 개인의 본질에 대한 믿음처럼 집단의 본질 역시 가변적인지 아니면 고정적인지에 대한 믿음 역시 집단 간 관계에 영향을 미친다. 집단의 본질이 변할 수 있다는 믿음을 가진 사람은 평화를 위한 협상과 적대집단에 대해긍
정적인 태도를 보인다. 본 연구에서는 집단 및 갈등의 본질이 가 변적인지 고정적인지 7개 문항을 6점 척도(1: 완전히 가변적, 6: 완 전히 고정적)를 통해 살펴보았다.134)133) Eran Halperin et al., “Promoting the Middle East Peace Process by Changing Beliefs About Group Malleability,” pp. 1767~1769; Smadar Cohen-Chen et al., “Hope in the Middle East: Malleability Beliefs, Hope, and the Willingness to Compromise for Peace,” pp. 67~75.