Current Issue

통근시간은 도시, 교통, 부동산, 지리학 등 복합적인 요소와 연관성이 있어 오랫동안 관심이 높은 연구주제로 사용되고 있으며 현재까지 다양한 분야와의 융복합 연구가 진행되고 있다. 통근시간 관련 선행연구들은 통근시간의 단축과 비용 절감에 초점을 맞춰왔으나 최근 삶의 질이 중요한 만큼 통근시간 만족도에 관한 연구가 증가하고 있다.

Stutzer and Frey(2008)는 통근시간이 길어질수록 행복 수준과 삶의 만족도가 감소한다고 강조했으며, Koslowsky et al.(2013)은 통근 스트레스가 가정불화로 이어질 수 있다고 밝혔다. 이에 많은 사람들이 직장 근처에 거주하려 하지만, 김수한(2020)은 긴 통근시간이 시간관리 어려움과 스트레스를 유발할 수 있으나, 직주근접한 경우에도 삶의 만족도가 낮을 수 있다고 주장하며 이를 ‘통근의 역설’로 설명했다. 이는 통근시간의 길이보다 통근에 대한 주관적 만족도가 더 중요함을 시사한다.

이러한 논의는 단순히 통근시간을 줄이는 것보다 통근 만족도를 결정짓는 질적 요인을 분석하는 새로운 접근이 필요함을 보여준다. 본 연구는 통근시간 만족 여부를 정량적으로 구분하고, 이에 영향을 미치는 다양한 요인을 체계적으로 분석하고자 한다.

본 연구는 통근시간 만족도에 관한 선행연구들을 네 가지 주요 범주로 분류하여 검토하였다(Table 1). 이 범주는 교통특성, 도시 및 부동산 특성, 인구학적 요인, 개인적 요인으로, 각 범주는 통근시간의 물리적 길이뿐만 아니라 주관적 경험과 삶의 질에 미치는 복합적인 영향을 반영하고 있다.

교통특성에서, 통근시간에 영향을 미치는 중요한 요인 중 하나는 교통수단이다. 연구에 따르면, 장거리 통근 시 철도 이용에 대한 만족도가 높으며(St-Louis et al., 2014), 단거리 통근 시에는 버스 및 자전거 이용자들이 높은 만족도를 보였다(Gatersleben and Uzzell, 2007). 또한, 교통 혼잡도와 대기시간 역시 통근 만족도에 중요한 역할을 한다. 혼잡한 교통 환경에서의 통근은 스트레스를 유발하여 만족도를 낮춘다(Evans et al., 2002). 차내 혼잡도 역시 만족도를 저하시키는 요소로 작용한다(Wener et al., 2003).

도시 및 부동산 측면에서, 거주지와 직장의 물리적 거리 및 부동산 가격은 통근시간과 만족도에 중요한 영향을 미친다. 높은 주거 비용으로 인해 도심 외곽으로 거주지를 이전한 사람들은 더 긴 통근시간을 감수해야 하며, 이는 통근 만족도에 부정적인 영향을 미친다(Crozet and Joly, 2004). 특히, 급행전철과 BRT(Bus Rapid Transit) 도입은 통근시간 단축과 만족도 상승에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 예를 들어, Crozet and Joly(2004)의 연구에서는 급행전철 도입 후 통근시간이 평균 30% 단축되었으며, 만족도가 25% 증가한 것으로 보고되었다. 이러한 결과는 통근시간 단축이 단순한 이동 효율성을 넘어, 주관적 만족도와 직접적으로 연결될 수 있음을 시사한다.

성별, 연령, 소득, 학력, 혼인 상태 등 인구학적 요인도 통근시간과 만족도에 영향을 미친다. 여성은 자녀 돌봄 등의 가사 책임으로 인해 상대적으로 짧은 통근시간을 가지는 경향이 있지만, 이는 만족도의 직접적인 증가로 이어지지 않을 수 있다(Lee and McDonald, 2003). 또한, 소득이 높을수록 긴 통근시간으로 인한 경제적 부담을 덜 느껴 만족도가 더 높아질 수 있다(Evans et al., 2022). 한편, 기혼자는 미혼자에 비해 통근시간을 더 효율적으로 활용하려는 경향을 보이며, 이는 만족도의 차이를 유발할 수 있다(Silveira Neto et al., 2015).

통근시간은 개인의 성격과 태도, 수면시간, 여가시간 등에도 영향을 미친다. 통근시간이 길수록 개인이 가족이나 친구와의 시간을 가지기 어려워 사회적 활동이 줄어들고, 이로 인해 만족도가 낮아질 수 있다(Putnam, 2000). Nie et al.(2015)의 연구는 수면시간이 부족할 경우 통근으로 인한 피로가 심화되며, 이는 직무 성과와 정신 건강에도 부정적인 영향을 미친다고 보고하였다. 이는 통근시간 관리가 개인의 삶의 질뿐만 아니라 생산성에도 중요한 요소임을 나타낸다.

본 연구는 단순히 통근시간의 절대적 길이보다는, 통근시간 만족도에 영향을 미치는 다양한 요인을 규명함으로써 통근자의 주관적 만족도를 제고하고, 궁극적으로 삶의 질을 향상시킬 수 있는 정책적 시사점을 제안하는 데 그 목적이 있다. 이는 통근시간 감소라는 물리적 목표를 넘어, 통근자의 주관적 경험과 만족도를 고려한 정책 설계의 필요성을 뒷받침하는 중요한 연구라 할 수 있다.

본 연구는 통근시간 만족도를 결정하는 요인을 파악하기 위해 경기연구원(Gyeonggi Research Institute, GRI)이 2016년 여름 실시한 제1차 ‘경기도민 삶의 질 조사’ 원자료(micro-level data)를 활용하였다. 해당 자료는 조사 당시 만 19세 이상 경기도민을 대상으로 한 가구 방문조사를 통해 구축되었으며, 조사대상은 경기도 2만 가구의 가구주이며, 표집과정에서 553개 집계구에서 표본을 추출하였다. 이는 경기도 31개 시·군을 모두 포함하며 거의 대부분의 읍·면·동을 아우른다. 그리고 31개 시·군 각각의 표본 대표성을 확보하고자 시군별 최소 600가구씩 18,600가구를 조사했으며, 인구 규모에 비례해 추가로 1,400가구를 할당했다(이병호·손웅비, 2017).

조사표에서 통근시간 만족도는 Likert 4점 척도(1. 매우 불만, 2. 불만, 3. 만족, 4. 모름)로 구성되었지만, 본 연구에서는 통근을 하는 근로자 중 ‘모름’으로 답한 응답자를 제외한 15,887명을 분석표본으로 설정하였다.

경기도에 거주하는 근로자의 통근시간 및 통근시간 만족도의 현황은 <Table 2>와 같다. ‘경기도민 삶의 질 조사’ 응답자의 편도 기준 통근시간은 41.3분으로 나타났다. 그리고 근로자 가운데 81.5%가 통근시간에 만족하고 있으며 이들의 편도 기준 평균 통근시간은 38.5분이다. 한편, 통근시간에 불만족스러운 근로자는 18.5%이며 이들의 평균 통근시간은 52.7분으로 상대적으로 시간이 길게 나타남을 보였다. 여기서 ‘매우 불만’의 비율이 1% 미만인 만큼 아래에서는 ‘불만’ 및 ‘매우 불만’을 합산하여 분석하였다.

<Table2>에서 보이는 결과는 일견 통근시간과 통근시간 만족도 간의 선형 관계가 있는 것으로 해석될 수 있다. 그러나 <Figure1>에서 제시한 통근시간대별 통근시간 및 통근시간 만족도 간의 상관관계를 살펴보면 2개 이상의 분포가 혼합되어 있음을 볼 수 있다. 통근시간이 길어질수록 ‘통근시간이 만족스럽다’는 응답은 줄어들고 있지만 대략 50분을 넘게 되면 다소 주춤하거나 오히려 상승하는 이질적인 추세를 보인다(Figure 1a). 이는 통근시간 만족도는 일정 시간까지 통근시간의 영향을 강하게 받지만, 어느 시점을 넘은 이후로는 통근시간이 아닌 다른 변수들의 영향을 받고 있음을 의미한다. 특히, 통근시간이 50분에서 90분까지 소요되는 집단에서 통근시간을 제외한 다른 변수들에 영향을 크게 받는 것으로 보인다.

Figure 1. 
Analysis concept between groups of those who are satisfied and dissatisfied with commuting time

통근시간에 만족하는 집단은 인구학적, 사회경제적 측면에서 동질성을 보이지 않으며 구성적 이질성(compositional heterogeneity)이 두드러진다고 판단된다. 즉, 통근시간 만족도 분포는 복수의 분포가 혼재되어 있는데 이를 식별하기 위해서 본 연구는 혼합분포가 겹치는 지점을 기준으로 통근시간이 짧고 이에 만족하는 집단과 통근시간이 길지만 만족하는 집단을 구분하였다. 마찬가지로 <Figure 1b>의 통근시간 불만족자 집단 역시 두 개 이상의 분포가 혼합되어 있는 것을 볼 수 있으며 이 역시 분포가 겹치는 지점을 기준으로 통근시간의 길고 짧음을 나눌 수 있다. 본 연구는 두 개 분포를 구분할 방법으로 가우시안 믹스쳐 모델을 사용하였다.

<Figure 1a>에서 통근시간 만족자 중 통근시간이 짧은 그룹을 Group-A로, 통근시간이 길지만 만족하는 그룹을 Group-B로 정의하였다. 마찬가지로, <Figure 1b>에서 통근시간 불만족자 중 통근시간이 짧지만 불만족하는 그룹을 Group-C로 정의하였으며, 통근시간이 길고 불만족하는 그룹을 Group-D로 정의하였다. Group-A와 Group-D는 각 통근시간 만족 및 불만족의 기준이 되는 그룹을 지정하였으며, 본 연구는 통근시간과 만족도 간 관계가 일관되지 않고 집단별로 상이하게 나타나는 Group-B와 Group-C의 특성을 도출하였다.

본 연구는 통근시간과 만족/불만족 간의 관계를 심층적으로 분석하기 위해 근로자 집단을 통근시간과 만족 여부에 따라 네 그룹으로 구분하고, 각 그룹의 특성을 비교하는 것을 목적으로 한다. 특히, 통근시간이 만족과 불만족에 미치는 영향뿐만 아니라 통근시간의 길이와 만족도 간 상반된 특성을 보이는 그룹(통근시간이 길지만 만족하는 그룹과 통근시간이 짧지만 불만족하는 그룹)이 어떤 요인에 의해 영향을 받는지 분석하고자 한다. 이를 위해 먼저 가우시안 믹스쳐 모델(GMM)을 활용해 통근시간과 만족도 데이터를 기반으로 내재된 이질성을 식별하였으며, 이를 통해 Group-A(짧고 만족), Group-B(길지만 만족), Group-C(짧지만 불만족), Group-D(길고 불만족)로 분류하였다(Figure 1).

이후 분석의 명확성과 비교의 용이성을 위해, 만족자 그룹(Group-A, B)과 불만족자 그룹(Group-C, D)을 각각 이항 변수로 재구성하였다. 만족자 그룹은 Group-A를 기준(0), Group-B를 비교 대상(1)으로, 불만족자 그룹은 Group-D를 기준(0), Group-C를 비교 대상(1)로 설정하였다. 이를 바탕으로 분석 방법으로 이항 로지스틱 회귀분석(Binary Logistic Regression)을 사용하였다. 이 분석은 종속변수가 0과 1로 구분될 때 적합하며, 본 연구의 만족 여부와 통근시간 간 관계를 설명하는 데 적절하다.

이항 로지스틱 회귀분석을 통해 만족자 그룹에서는 통근시간이 길지만 만족하는 그룹(Group-B)이 어떤 요인에 의해 영향을 받는지 분석하였고, 불만족자 그룹에서는 통근시간이 짧지만 불만족하는 그룹(Group-C)이 어떤 요인에 의해 영향을 받는지를 분석하였다. 이는 통근시간과 만족도 간의 관계에서 기존의 단순한 상관관계를 넘어 통근시간의 길이와 만족/불만족 간 상반된 특성을 보이는 그룹들의 주요 결정 요인을 파악하는 데 기여한다.

3) 변수선정 및 특성 분석

본 연구에서 종속변수는 통근시간 만족자 그룹과 불만족자 그룹으로 분류하였으며, 설명변수는 선행연구를 참고하여 교통 및 주거 환경 특성과 인구학적, 사회학적, 경제적 특성들을 변수로 선정하였다. 교통 특성으로는 승용차 및 대중교통 이용환경, 어린이 교통안전, 승용차소유여부, 통근수단 등으로 구분할 수 있다. 승용차와 대중교통 이용환경은 거주지 인근 자가용 또는 대중교통 접근환경 만족도를 의미하며, 어린이 교통안전 변수는 거주지 인근 어린이 교통안전환경 만족도를 의미한다. 이 변수들은 만족도를 나타내는 변수로, 4점 척도(1. 매우 불만, 2. 불만, 3. 만족, 4. 모름)로 구분하였다. 교통특성 중 승용차소유 변수는 가구의 승용차 소유여부를 나타내며, 통근수단은 승용차, 대중교통(버스 및 지하철), 무동력(보행 및 자전거), 기타(바이크, 통근버스, 카풀 등) 4가지 범주형으로 구분하였다.

주거특성에서는 자가주택 소유 여부 데이터를 활용해 자가소유를 구분하였고, 편의시설은 4점 척도를 이용해 거주지 인근 편의시설 만족도 데이터를 활용하였다. 또한, 거주지의 거주 연도는 연속형 변수로 사용하였다.

인구 및 사회경제적 특성 중 개인 활동에 대한 영역으로 수면시간, 여가시간, 규칙적 운종, 주관적 건강상태, 일상느낌, 이웃관계 변수를 활용하였다. 본 연구에서 수면시간 변수는 분(minute) 단위 기준으로 연속형 변수로 사용되었으며, 여가시간은 4점 척도를 이용해 만족도 변수로 사용하였다. 운동 관심 변수는 규칙적인 운동의 수행 여부를, 주관적 건강상태 변수는 자신의 건강 정도를, 일상 느낌 변수는 일상동안의 부정적인 생각을, 이웃 관계 변수는 이웃 관계의 만족도를 나타내는데, 이 변수들은 4점 척도로 구분하였다. 인구학적 특성에는 개인의 성별, 연령, 가구원수, 결혼 여부, 학력(대학 졸업 여부), 초중고 및 영유아 자녀 여부를 나타내는 변수를 사용하였다. 사회경제적 특성에서 정규직 여부를 나타내는 업무안정 변수와 자영업 여부 변수는 범주형 변수로 구분하였다. 또한, 직장경력 변수는 현 직장의 근속 연도를 나타내며, 소득변수는 만 원 단위 기준으로 응답자의 월급을 나타낸다.

다음은 설명변수에 대한 빈도 분석 결과이다(Table 3). 본 연구에서 설명변수는 범주형(이분형, 서열형)과 연속형으로 구성되어 있는데, 변수형 변수는 비율 및 표본수를 기준으로 연속형 변수는 평균값을 기준으로 제시하였다.

Table 3. 
Frequency analysis results for explanatory variables

본 연구는 통근시간 만족자 그룹 내 이질성을 규명하기 위해 가우시안 믹스쳐 모델(GMM)을 사용하여 두 개의 주요 분포를 식별하였다. 첫 번째 그룹(Group-A)은 통근시간이 짧으면서 만족하는 응답자 그룹으로 전체의 67%를 차지하며, 평균 통근시간은 23.19분, 표준편차는 9.27분으로 나타났다. 반면, 두 번째 그룹(Group-B)은 통근시간이 길지만 만족하는 그룹으로 전체의 33%를 차지하며, 평균 통근시간은 69.57분, 표준편차는 17.15분으로 분석되었다. GMM 결과에 따르면 통근시간이 43분일 때 두 그룹에 속할 확률이 동일하며, 이를 기준으로 통근시간이 43분 이하인 경우 Group-A에, 43분 초과인 경우 Group-B에 속할 가능성이 높아진다. 이는 Group-A가 통근시간에 영향을 크게 받는 반면, Group-B는 통근시간 외의 요인에 의해 만족도가 영향을 받는 것을 시사한다(Figure 2). 이때 설정된 43분이라는 절단값은 GMM에서 두 분포 간 발생 확률이 동일해지는 시점으로, 데이터에 내재된 이질성을 기반으로 산출된 기준이다. 이는 분석 대상인 경기도 지역의 통근환경 특성을 반영한 결과로, 동일한 분석 틀을 타 지역에 적용할 경우 경계값은 달라질 수 있다.

Figure 2. 
Group distribution of commute time satisfaction

through GMM

본 연구는 Group-A(통근시간 만족, 통근시간 43분 이하로 길지 않은 그룹)와 Group-B (통근시간 만족, 통근시간 43분 초과로 긴 그룹)의 특성을 비교하기 위해 Group-A를 0으로, Group-B를 1로 코딩한 뒤, 이항 로지스틱 회귀분석을 실시하였다(Table 4). 회귀분석 결과, 통근시간이 길지만 만족하는 Group-B에 속할 확률에 영향을 미치는 주요 요인들이 확인되었고 Hosmer-Lemeshow 검정에서 유의확률이 0.05 이상으로 모형의 적합성이 확인되었다.

통근수단별 특성을 보면, 승용차 대비 대중교통을 이용하는 근로자는 Group-B에, 도보 및 기타 수단은 Group-A에 속할 가능성이 높게 나타났다. 본 연구에서는 대중교통을 버스와 철도로 구분하지 않고 분석하였으므로, 구체적인 수단별 해석에는 한계가 있다. 다만, 선행연구에 따르면 철도(특히 지하철)는 장거리 통근에서 이용 비중이 높은 수단이며(Maoh and Tang, 2012; Jones et al., 2008), 한국에서도 통근 거리가 길수록 지하철 이용이 늘어난다는 경향이 확인된 바 있다(장재민·김태형, 2016). 따라서 Group-B에서 대중교통 이용 비중이 높은 특성은, 이러한 선행연구와 맥락을 같이할 가능성이 있다.

주거지역 환경의 영향을 살펴보면, 어린이 교통안전은 주로 학교 주변 통학로의 안전을 의미하는데 그 수준에 만족한다는 것은 거주지역 교육환경에 만족하는 것으로도 해석할 수 있다. 특히 한국의 수도권에서 지역 교육환경은 거주지 입지선택에 큰 영향을 준다는 측면에서, 어린이 교통안전 수준에 만족한다는 것은 비록 장시간 통근을 하더라도 통근시간에 만족하게끔 이끄는 원인으로 작용한다. 그리고 회사가 이전하거나 자신이 이직할 경우에 이사하는 것은 지역의 교육환경, 가구원들의 상황 등에 영향을 받기 때문에 쉽지 않다. 그러므로 거주년도가 길다는 것은 사는 지역에 만족한다는 것을 뜻하며 이를 유지하기 위해 직장의 위치가 멀어지고 통근시간이 길어지더라도 이를 용인하고 있음을 암시하고 있다. 그런데 여기서 주목할 사실은 선호하는 지역에 거주하는 것은 해당 지역에 주택을 소유하는 것과 일치하지 않는다는 점이다. 이는 주택을 소유하는 경우 통근시간이 짧은 Group-A에 속할 확률이 높다는 결과를 통해 나타났다.

개인의 사회인구학적 요인을 보면, 남성 그리고 미혼자 집단에서 통근시간이 상대적으로 긴 Group-B에 속할 확률이 높다. 여성은 자신이 원하는 직업이 아닌 집 근처에서 직장을 얻을 확률이 높은데, 이로 인해 남성에 비해 통근시간이 짧은 편이다(Hong et al., 2018). 나아가 기혼 여성이 보육 및 가사에 대해 더 큰 책임을 맡고 있다는 현실(Taylor et al., 2015; Gimenez-Nadal and Molina, 2016)을 비춰볼 때 이들의 통근시간이 상대적으로 짧다는 결과는 설명이 가능하다. 아울러 영유아 자녀가 있을수록 통근시간이 상대적으로 긴 Group-B에 속할 확률이 높게 나타났다. 서울시 외곽에 위치한 경기도에 거주하는 젊은 직장인의 상당수는 서울시로 출퇴근하는 현실을 감안할 때 신혼 또는 결혼 초기 부부는 부동산 구매에 대한 진입장벽이 높은 서울시 대신 경기도에 거주하면서 통근하는 것으로 해석된다. 한편, 경제적 요인으로는 소득이 높을수록 통근시간이 길지만 만족하는 Group-B에 속할 확률이 높게 나타났다. 일반적으로 저소득 근로자는 고소득자에 비해 통근시간이 짧은 편이다(Manaugh et al., 2010). Nie and Sousa-Poza(2018)에 따르면, 통근 거리 증가는 통근비용을 증가시키지만, 이런 부정적 영향을 수입이 상쇄시키는 것으로 나타났다. 즉, 임금 인상률은 근로자의 통근시간을 통계적으로 유의미한 수준에서 증가시킨다.

앞에서 언급한 바와 같이, GMM을 사용하여 통근시간에 불만족하는 통근자 집단을 구분하였다. <Figure 3>에 따르면, Group-C는 통근시간 불만족 집단의 43%를 차지하며 이들의 평균 통근시간은 35.7분, 표준편차는 11.5분이다. Group-D는 통근시간 불만족자의 57%를 보이며 평균 통근시간 65.7분, 표준편차 21.5분으로 나타났다. 두 그룹의 특성을 보면 Group-C는 통근시간이 짧음에도 통근시간에 불만족스러운 집단, Group-D는 통근시간이 길고 이에 불만족하는 집단으로 간주할 수 있다. 이런 측면에서 Group-D는 통근시간의 영향을 크게 받는데 반해, Group-C는 통근시간 이외의 다른 요인들이 통근시간 불만족을 이끈다고 추론할 수 있다.

Figure 3. 
Group distribution of dissatisfied commuters through GMM

통근시간이 불만족스러운 통근자들을 대상으로 Group-C 또는 Group-D에 속할 확률을 살펴본 결과, 49분을 기준으로 각 그룹에 속할 확률은 같으며, 49분 이하는 Group-C, 49분 이상은 Group-D에 속할 가능성이 높게 나타났다(Figure 3). 따라서 앞서와 같이 여기서도 두 개로 구분된 분포를 통근시간의 길고 짧음으로 간주하고 Group-C(불만족, 통근시간 49분 이하로 길지 않은 그룹)을 1로, Group-D(불만족, 통근시간 49분 초과로 긴 그룹)을 0으로 코딩한 다음 이항 로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 모형 적합도의 경우 Hosmer-Lemeshow 검정에서 유의확률이 0.05보다 크게 나타나 해당 모형은 적합한 것으로 해석된다(Table 5).

한편, 변수 간 다중공선성 문제를 점검하기 위해 모든 독립변수에 대해 분산팽창계수(Variance Inflation Factor, VIF)를 산출하였다. 대부분의 변수는 VIF 값이 1.0~1.5 수준으로 나타나, 통상적인 수용 기준(5.0 이하)을 충족하였으며, 다중공선성 문제는 전반적으로 크지 않은 것으로 판단되었다. 다만, 통근수단과 관련된 일부 더미 변수(예: 승용차, 비동력 수단)에서는 VIF가 6 이상으로 나타났는데, 이는 변수 간 구조적 상관성에 기인한 결과로 해석된다. 본 연구에서는 해당 변수들의 이론적 중요성과 전체 모형의 설명력을 고려하여 분석에 포함하였으며, 해석 시 상호 연관성에 유의하였다.

교통수단별 특성으로는, 승용차 이용자에 비해 도보(비동력 수단) 이용자는 Group-D에 속할 가능성이 높게 나타났다. 또한 로지스틱 회귀분석 결과, 통근 수단은 통근시간 불만족에 유의한 영향을 미치는 요인으로 확인되었다. 특히 대중교통을 이용하는 경우(Exp(β)=2.795, p<0.001), 자가용 이용자에 비해 통근시간에 불만족할 가능성이 약 2.8배 높은 것으로 나타났다(Table 5). 이는 GMM 분석에서 Group-C(단거리 통근에도 불만족한 집단)에 대중교통 이용자가 상대적으로 많이 분포한 결과와도 일치하며, 대중교통의 환승·대기 시간, 혼잡도 등 비효율성이 단거리 통근자에게 상대적으로 큰 불편으로 작용하고 있음을 시사한다.

또한 수면시간이 길수록 Group-C에 속할 확률이 증가하는데, 이는 충분한 수면을 확보하려는 개인의 생활 리듬이 통근의 불편함에 민감하게 반응하게 된 결과로 해석할 수 있다. 이와 함께 부정적 감정을 자주 느끼는 근로자일수록, 그리고 규칙적인 운동을 하지 않는 경우에도 통근 불만족 가능성이 유의하게 높게 나타났다. 이는 통근 만족도가 단지 거리나 시간의 문제가 아니라, 전반적인 정신적·육체적 건강상태와 밀접하게 연결되어 있음을 보여준다.