I. 서 론
층간소음은 현대 도시 생활의 대표적인 주거 문제 중 하나이며,[1] 아파트 거주 비율이 증가함에 따라 더욱 두드러지고 있다.[2] 층간소음으로 인한 스트레스와 갈등은 단순한 불편함을 넘어 주민들의 건강에 영향을 미치며, 때로는 이웃 간의 심각한 분쟁으로 이어지기도 한다.[3,4,5]
층간소음에 대한 사람의 주관적 반응은 소리의 크기, 주파수와 같은 물리적인 특성뿐만 아니라,[6,7] 다양한 인구사회학적 요인들의 영향을 받는 것으로 보고되고 있다. 특히 국외 연구에서는 층간소음 개념보다 포괄적인 이웃 소음을 대상으로 연구가 수행되었다.
이웃소음 인식에 영향을 미치는 요인은 여러 방식으로 구분할 수 있으나, Benz et al.[8]은 개인적 요인과 맥락적(사회적, 물리적) 요인으로 구분하였다. 물리적 요인에는 주거 밀집도나 주택 유형이 포함되며, 사회적 요인에는 이웃과의 관계가 해당된다. 주거환경 측면에서 보면, 농촌 거주자들은 도시 지역 거주자들에 비해 상대적으로 낮은 수준의 성가심을 보였다.[9,10] 특히 대도시 거주자들의 성가심 정도가 더 높게 나타났다. 주택 유형별로는 공동주택 거주자들이 단독주택 거주자들에 비해 성가심을 더 자주 보고하였다.[9,10] 또한 자가 소유자보다 임차인이 성가심을 더 많이 보고하는 것으로 나타났다.[9] 인구통계학적 특성과 관련해서는, 젊은 층보다 고령층에서 소음으로 인한 성가심 빈도가 낮은 것으로 나타났다.[9]
층간소음으로 인한 성가심을 파악하고 이를 관리하기 위해서는 성가심에 영향을 미치는 경제, 정치, 사회적 요인들의 상호관계를 체계적으로 분석할 필요가 있다. 이러한 요인들에 대한 종합적인 이해를 바탕으로, 사회문제 해결을 위한 정책적 방안을 도출하고 이를 통해 층간소음 문제에 대한 실질적인 개선방안을 마련이 필요하다.
따라서 본 연구에서는 층간소음으로 인한 성가심을 줄이기 위해서 어떠한 계층을 대상으로 연구해야 하는지를 규명하기 위하여 광주광역시 사회조사 데이터를 활용하여 인구사회학적 요인을 검토하고자 하였다. 이러한 분석은 향후 정책 수립과 문제 해결을 위한 기초 자료로 활용할 수 있는 사례가 될 수 있을 것으로 보인다.
II. 방 법
2.1 분석 대상
본 연구는 2021년 8월 ~ 9월에 실시된 ‘2021년 광주 사회조사’ 자료를 활용하였다.[11] 광주 사회조사는 시민의 사회적 관심사와 주관적 의식을 파악하기 위해 실시되며, 삶의 만족도, 소득과 소비·자산, 주거와 교통 등의 문항과 함께 층간소음 관련 문항을 포함하고 있다. 조사 결과는 2022년에 보고서로 발간되었다.
인구사회학적 요인을 검토하기 위해서는 일정 규모 이상의 표본이 확보되어야 한다. 해당 사회조사의 목표 모집단은 조사시점 광주광역시에 거주하는 만 15세 이상의 모든 가구원이다. 광주광역시를 5개 자치구로 층화한 다음, 조사구의 특성을 반영하는 보조층화지표에 따라 계통추출 방법으로 표본이 추출되었다. 총 표본 규모는 4,905가구이다. 설문자료는 마이크로데이터 통합서비스에서 다운받았으며,[12] 통계분석에 활용한 인구사회학적 변수들은 Table 1과 같다. 이 외에도 나이, 교육 정도, 혼인 상태, 거처의 종류, 주택의 점유형태 등이 설문문항에 포함되어 있으나, 이를 공개하고 있지 않아 분석에 포함하지 못하였다.
Table 1.
Sociodemographic variables used in statistical analysis.
본 연구의 종속 변수는 층간소음에 대한 인식이다. 관련된 문항은 ‘귀하가 거주하는 주택에서 층간소음으로 어려움이 있습니까?(아파트, 다세대, 연립주택 등 공동주택과 다가구주택에 거주하시는 분만 응답하여 주시고, 1층 단독주택은 해당없음에 표시해주십시오.)’와 같다. 이에 대한 응답은 ‘1: 매우 심각하다, 2: 약간 심각하다, 3: 보통, 4: 심각하지 않다, 5: 없다, 6: 해당 없음’ 으 구성되었다. 이 중 ‘해당없음(6)’으로 응답한 경우는 분석에서 제외하였다.
해당 사회조사에서 사용된 층간소음 관련 설문 문항과 측정 방식은 KS I ISO TS 15666에서 제시하는[13] 내용과는 차이가 있다. 그러나 층간소음에 대한 주관적 인식을 조사하는데 있어, 넓은 의미로 이를 성가심을 측정하는 문항으로 활용하였다.
응답지 중 ‘매우 심각하다(1)’와 ‘약간 심각하다(2)’를 선택한 대상을 ‘아주 높은 성가심’(Highly Annoyed, HA) 응답 집단으로 구분하였다. 나머지 응답(‘보통(3)’, ‘심각하지 않다(4)’, ‘없다(5)’)을 선택한 응답자를 비대상자로 구분하였다. 이러한 구분은 5점 척도에서의 %HA 산출 기준에 관한 선행연구를[13,14] 참고하였다.
2.2 분석 방법
인구사회학적 요인과 층간소음 성가심 간의 관계 분석을 위해 다음과 같은 통계적 방법을 사용하였다. 먼저, 각 인구사회학적 변수와 층간소음 성가심 간의 분포를 파악하기 위해 교차분석을 실시하여 범주별 빈도와 비율을 산출하였다. 이어서 변수 간 관계의 통계적 유의성을 검증하기 위해 카이제곱 검정을 수행하였다.
다음으로, 통계적 분석이 지닌 선형관계 가정의 한계를 보완하고 요인들 간의 상호작용으로 인한 비선형적 관계를 파악하기 위해, Koo et al.[15]의 연구방법을 참고하여 시각화 분석을 실시하였다. 나이팅게일 로즈 다이어그램을 통해 각 그룹별 표본수와 %HA을 시각화함으로써, 성가심이 높은 집단의 특성과 규모(표본수)를 파악하고 중점적인 관리가 필요한 대상을 도출하고자 하였다.
III. 결 과
3.1 통계 분석 결과
인구사회학적 요인과 층간소음 성가심 간의 관계를 통계적으로 분석하였으며, 이를 Table 2에 나타내었다. 먼저 교차분석을 통해 각 변수의 범주별 분포를 살펴보았다. 종사상 지위의 경우, 상용 근로자(59.1 %)가 가장 높은 비율을 차지했으며, 이 중 11.6 %가 HA을 응답하였다. 일 여부에 있어서는 일을 한 사람(54.8 %) 중 10.4 %가 HA을 응답하였으며, 일을 하지 않은 사람(45.2 %) 중 7.6 %가 HA을 응답하였다.
Table 2.
Cross tabulation and chi-square test results by sociodemographic variables.
| Variables | Category |
Highly annoyed statistics (count, percentage of total respondents) |
Highly annoyed by category (%) | χ2 | df | p | ||
| Total | Highly annoyed | Not highly annoyed | ||||||
| Gender | Male | 3,599 (47.1) | 643 (8.4) | 2,956 (38.7) | 17.9 | 0.120 | 1 | 0.729 |
| Female | 4,039 (52.9) | 735 (9.6) | 3,304 (43.3) | 18.2 | ||||
| Monthly average income | Less than 500,000 won | 193 (4.7) | 29 (0.7) | 164 (4.0) | 15.0 | 10.707 | 9 | 0.296 |
| 500,000 won ~ 1,000,000 won | 601 (14.6) | 99 (2.4) | 502 (12.2) | 16.5 | ||||
| 1,000,000 won ~ 2,000,000 won | 657 (16.0) | 121 (2.9) | 536 (13.1) | 18.4 | ||||
| 2,000,000 won ~ 3,000,000 won | 803 (19.6) | 164 (4.0) | 639 (15.6) | 20.4 | ||||
| 3,000,000 won ~ 4,000,000 won | 664 (16.2) | 136 (3.3) | 528 (12.9) | 20.5 | ||||
| 4,000,000 won ~ 5,000,000 won | 447 (10.9) | 74 (1.8) | 373 (9.1) | 16.6 | ||||
| 5,000,000 won ~ 6,000,000 won | 293 (7.1) | 48 (1.2) | 245 (6.0) | 16.4 | ||||
| 6,000,000 won ~ 7,000,000 won | 160 (3.9) | 25 (0.6) | 135 (3.3) | 15.6 | ||||
| 7,000,000 won ~ 8,000,000 won | 107 (2.6) | 16 (0.4) | 91 (2.2) | 15.0 | ||||
| More than 8,000,000 won | 178 (4.3) | 35 (0.9) | 143 (3.5) | 19.7 | ||||
| Home ownership | Yes | 2,714 (66.1) | 478 (11.7) | 2,236 (54.5) | 17.6 | 1.781 | 1 | 0.182 |
| No | 1,389 (33.9) | 269 (6.6) | 1,120 (27.3) | 19.4 | ||||
| Ocuupation | Manager | 205 (4.9) | 39 (0.9) | 166 (4.0) | 19.0 | 6.778 | 10 | 0.746 |
| Professional and related workers | 691 (16.5) | 135 (3.2) | 556 (13.3) | 19.5 | ||||
| Office worker | 912 (21.8) | 149 (3.6) | 763 (18.2) | 16.3 | ||||
| Service worker | 957 (22.9) | 186 (4.4) | 771 (18.4) | 19.4 | ||||
| Sales worker | 352 (8.4) | 72 (1.7) | 280 (6.7) | 20.5 | ||||
| Skilled agricultural, forestry, and fishery worker | 39 (0.9) | 8 (0.2) | 31 (0.7) | 20.5 | ||||
| Craftsman and related functional worker | 267 (6.4) | 53 (1.3) | 214 (5.1) | 19.9 | ||||
| Equipment, machine operation and assembly worker | 199 (4.8) | 36 (0.9) | 163 (3.9) | 18.1 | ||||
| Simple labor worker | 532 (12.7) | 112 (2.7) | 420 (10.0) | 21.1 | ||||
| Military personnel | 4 (0.1) | 1 (0.0) | 3 (0.1) | 25.0 | ||||
| Other | 25 (0.6) | 5 (0.1) | 20 (0.5) | 20.0 | ||||
| Employment status |
Employer (business owner with employees) | 290 (6.9) | 49 (1.2) | 241 (5.8) | 16.9 | 11.149 | 4 | 0.025* |
|
Self-employed (self-employed without employees) | 584 (14.0) | 94 (2.2) | 490 (11.7) | 16.1 | ||||
| Regular worker | 2,474 (59.1) | 486 (11.6) | 1,988 (47.5) | 19.6 | ||||
| Temporary and daily worker | 723 (17.3) | 154 (3.7) | 569 (13.6) | 21.3 | ||||
| Unpaid family worker | 112 (2.7) | 13 (0.3) | 99 (2.4) | 11.6 | ||||
| Last week work status | Worked | 4,183 (54.8) | 796 (10.4) | 3,387 (44.3) | 19.0 | 5.958 | 1 | 0.015* |
| Did not work | 3,455 (45.2) | 582 (7.6) | 2,873 (37.6) | 16.8 | ||||
| Administrative district | Dong-gu | 1,112 (14.6) | 170 (2.2) | 942 (12.3) | 15.3 | 21.328 | 4 | 0.000*** |
| Seo-gu | 1,558 (20.4) | 250 (3.3) | 1,308 (17.1) | 16.0 | ||||
| Nam-gu | 1,255 (16.4) | 215 (2.8) | 1,040 (13.6) | 17.1 | ||||
| Buk-gu | 2,002 (26.2) | 389 (5.1) | 1,613 (21.1) | 19.4 | ||||
| Gwangsan-gu | 1,711 (22.4) | 354 (4.6) | 1,357 (17.8) | 20.7 | ||||
이러한 분포의 통계적 유의성을 검증하기 위해 카이제곱 검정을 실시하였으며, 그 결과 종사상 지위(χ2 = 11.149, p < 0.05), 일 여부(χ2 = 5.958, p < 0.05), 그리고 행정구역(χ2 = 21.328, p < 0.001)이 %HA과 통계적으로 유의미한 관계가 있는 것으로 나타났다.
반면, 성별(χ2 = 0.120, p = 0.729), 월평균 소득(χ2 = 10.707, p = 0.296), 자가 유무(χ2 = 1.782, p = 0.182), 직업(χ2 = 6.778, p = 0.746)은 %HA와 통계적으로 유의미한 관계를 보이지 않았다.
3.2 그룹별 응답 결과 시각화
3.2.1 행정구역별 응답
광주광역시 구별 표본수와 %HA을 Fig. 1에 나타냈다. 북구는 가장 많은 표본수를 보였지만, %HA은 19.4 %로 광산구에 이어 두 번째로 높았다. 광산구는 %HA이 20.7 %으로 가장 높게 나타냈다. 동구의 경우, 표본수도 가장 적고 %HA이 15.3 %로 가장 낮아, 상대적으로 층간소음 관리의 시급성이 높지 않은 것으로 나타났다.
3.2.2 종사상 지위별 응답
인구사회학적 요인에 따른 %HA이 유의미한 차이가 있는 항목에 따라 대상을 나누어 시각화 하였다. 일 여부의 경우 종사상 지위와 중복되는 범주이기 때문에 일하지 않은 대상을 ‘고용되지 않음’으로 나타내었다.
Fig. 2에 구별 종사상 지위에 따른 표본수와 %HA를 나타내었다. 전반적으로 상용 근로자와 고용되지 않은 그룹이 많은 표본수를 차지하였으며, 종사상 지위가 동일하더라도 지역에 따라 %HA가 상이하게 나타났다.
임시 및 일용 근로자의 경우 전반적으로 높은 %HA를 보였으며, 특히 광산구의 경우 28.9 %로 전가장 높은 응답율을 보였다. 무급 가족 종사자는 대체로 낮은 소음 불만율을 보였으나 표본수가 가장 적게 나타났다.
상용 근로자의 경우 지역별 차이가 크게 나타났다. 북구의 경우 %HA가 22.2 %이며, 표본수도 상대적으로 많아 이를 관리하기 위한 시급성이 높게 나타났다. 이에 반해 동구의 경우 상용 근로자의 %HA가 16.4 %이며, 표본수도 상대적으로 적다. 자영업자 그룹은 행정구별로 상대적으로 큰 편차를 보였다.
IV. 토 의
본 연구는 광주광역시 거주자를 대상으로 층간소음 성가심에 영향을 미치는 인구사회학적 요인을 분석하였으며, 다음과 같은 주요 시사점을 도출하였다.
행정구역별 분석 결과, 광산구와 북구에서 상대적으로 높은 %HA가 나타났으며, 동구의 경우 가장 낮은 비율을 보였다(Table 2). 이는 해당 지역의 주거환경 특성, 인구밀도, 주택 유형 등이 복합적으로 작용한 결과로 해석된다. ‘2021년 광주 사회조사’에 따르면,[11] 광산구는 0세 ~ 14세 인구 비율이 17.1 %로 타 구 대비 가장 높고, 65세 이상 비율은 8.5 %로 가장 낮은 특징을 보인다. 또한 아파트 비율이 84.1 %로, 광주광역시 평균(79.8 %)을 상회한다. 반면 동구는 65세 이상 인구 비율이 20.6 %로 가장 높고, 아파트 비율은 59.2 %로 가장 낮으며 단독주택 비율이 29.8 %로 높게 나타났다. 이러한 결과는 선행연구에서 밝혀진 바와 같이, 젊은 연령층에서 성가심을 더 자주 보고한다는 내용과 일치한다.[9] 또한 광산구와 북구의 경우 %HA를 관리하기 위한 종사상 지위에 따른 우선순위 대상이 상이하게 나타났다. 광산구는 임시 및 일용 근로자의 %HA가 28.9 %인 반면, 북구는 상용 근로자의 %HA가 22.2 % 가장 높게 나타났다(Fig. 2). 추가적으로 임시 및 일용 근로자 그룹이 전반적으로 높은 %HA을 보였다(Table 2).이는 고용 불안정성이 주거환경 인식과 밀접한 관련이 있음을 시사하며, 사회경제적 취약계층을 위한 주거환경 개선 정책의 필요성을 강조한다.
성별, 월평균 소득, 자가 유무, 직업 등의 요인은 층간소음 성가심과 통계적으로 유의미한 관계를 보이지 않았다. 선행연구에서는 세입자가 자가 소유자보다 높은 성가심을 보였으나,[9] 본 연구에서는 이러한 차이가 통계적으로 유의미 하지 않았다. 본 연구의 한계점으로는 사회조사의 표본추출 방식으로 인해 일부 계층의 표본 수가 제한적이며, 설문에 포함한 제한된 변수만을 분석에 활용했다는 점이다. 또한 층간소음 인식을 조사한 문항이 엄밀하게 성가심 정의와는 상이하고, 5점 척도의 응답에서에서 두 개의 응답 범주를 활용한 %HA 산출 방식은, 7점 또는 11점 척도를 사용하는 다른 연구들과 비교할 때 차이가 있을 수 있으며, 이로 인해 전반적인 성가심 응답 비율이 더 민감하게 나타났을 가능성이 있다. 또한 나이, 교육정도, 혼인상태 등 기본적인 인구사회적 요인이 사회조사에 포함되었으나 공개되지 않아 분석에 포함하지 못한 점도 한계로 지적된다.
V. 결 론
본 연구는 지자체 사회조사 자료를 활용하여 층간소음 성가심과 인구사회학적 요인들 간의 관련성을 통계적으로 분석하였다. 거시적인 관점에서 층간소음의 주관적 반응과 인구사회학적 요인과의 관계를 밝혀, 향후 계층별 정책 결정의 방향성과 실증적 근거를 제공할 수 있다는 점에서 의의가 있다.
분석 결과, 층간소음 성가심은 종사상 지위, 일 여부, 그리고 거주 지역과 같은 인구사회학적 요인들과 관련성이 있음을 보여준다. 이는 향후 층간소음 저감 정책 수립 시 지역별, 계층별 특성을 고려한 맞춤형 접근이 필요함을 시사한다. 다만, 이러한 요인들의 일반화를 위해서는 다양한 지역에서의 추가 연구가 필요할 것으로 보이며, 이를 통해 층간소음 관리 정책 수립 및 대책 마련을 위한 실증적 근거를 축적할 수 있을 것이다.
후속 연구에서는 본 연구의 한계점을 보완하여 더 다양한 변수를 포함하고, 종단 연구를 통해 시간에 따른 층간소음 인식의 변화와 그 요인을 분석하는 것도 의미 있는 연구 주제가 될 수 있을 것이다.
