가계경제적 변인과 일만족도가 기혼 직장 여성의 결혼만족도에 미치는 영향

I. 서 론

과거에는 우리나라를 비롯한 많은 나라에서 남편 또는 아내 중 한 사람이 경제활동을 하는 홑벌이 가정도 가계를 꾸려갈 수 있는 경우가 많았기 때문에, 외벌이를 전제로 기혼남성에게는 생계부양의 책임을 지우고, 기혼여성은 가정생활을 책임지도록 하는 성역할 고정관념 속에서 장시간 노동과 일 중심의 문화가 형성되었다.

그러나 전반적인 생활수준의 향상과 여성의 교육수준 향상과 더불어 주택가격의 상승과 교육비 지출의 증가, 연금과 보험 등 기대수명 연장으로 인해 길어진 미래를 대비하기 위한 지출의 증가 등의 사회환경의 변화는 여성들로 하여금 가사노동을 전담하는 것보다 사회진출을 통해 경제활동을 하는 것이 더 바람직한 것으로 사회의 분위기를 변화시켜서, 여성의 취업률이 증가하였다.

우리나라에서 기혼여성의 경제활동 참가율은 전체 15세 이상의 여성 경제활동인구 중 75%(통계청, 2019)에 이르며 맞벌이 부부도 전체의 46.3%를 차지하고 있다(통계청, 2018). 또한 남편이 아내의 취업에 대하여 가지는 ‘매우 찬성’과 ‘찬성’의 허용적인 태도가 2012년 44.0%에서 2014년 46.3%, 2016년에는 46.6%로서 아내의 경제활동에 대한 태도가 점점 더 허용적으로 변화되어 가고 있는 것을 볼 수 있다(통계청, 2016).

그러나 일하는 기혼여성은 일과 가정의 이중역할에 대한 부담으로 인해 기혼여성의 가족관계만족도가 기혼남성의 경우보다 더 낮은 것으로 보고되고 있으며(통계청, 2018), 이로 인해 행복한 가정과 안정적인 사회가 아니라 오히려 부부 갈등과 이혼의 증가로 가정이 해체되고(Warren & Tyagi, 2004), 사회를 구성하는 핵심단위인 가정의 해체로 인해 사회적 불안감이 증대되게 되었다.

이에 따라 임금노동과 가사노동의 이중노동을 부담하고 있는 기혼여성의 생활의 질을 향상하기 위하여 사회적으로 관심을 가지기 시작하면서, 1987년에 제정된 “남녀고용평등법”이 20년 후인 2007년에 “남녀고용평등과 일⋅가정 양립 지원에 관한 법률”로 개정된 후 지금까지 여러 차례 개정되어 사용되고 있는 것을 비롯하여 여러 정책들이 고안되어 적용되고 있다. 그럼에도 불구하고 “경력단절여성”의 문제는 기혼여성이 일과 가정생활을 병행하는 것이 여전히 쉽지 않은 현실임을 보여준다.

결혼은 부부 양 당사자의 인내심과 지속적인 노력이 필요한 어려운 헌신이며(Ayub & Iqbal, 2012), 따라서 결혼생활을 안정적으로 지속하기 위해서는 건강한 부부체계가 매우 중요하다. 결혼만족도가 기혼여성의 생활의 질을 완벽하게 보장하지는 않겠지만 최소한 부정적이기 보다는 긍정적인 방향으로 작용할 것임은 분명하다. 특히 일과 가정을 동시에 꾸려나가는 일하는 기혼 여성의 결혼만족도는 사회의 기본 단위인 가족체계를 건강하게 유지하는데 긍정적인 영향을 줄 수 있다. 즉 일하는 기혼 여성이 결혼생활에서 만족을 느낀다면 일과 가정, 두 영역에서 최선을 다할 수 있는 동기를 제공할 뿐만 아니라 일에 대한 효율성과 안정적인 가정생활을 영위할 수 있게 되어 가정과 직장 나아가 사회 전체가 보다 건강해 질 수 있을 것이다.

한편 기혼여성이 일을 하는 이유는 일에 대한 만족이나 성취감을 통하여 개인적인 자아실현의 욕구를 충족시키기 위함이기도 하지만, 그보다는 가족을 위하여 가계경제에 도움이 되고자 하는 생존의 욕구에 더욱더 밀접하게 관련이 있는 것으로 보고되고 있다(민경희, 2003). 또한 소득은 자존감과 또 관계에 있어서 권력과 관련되며(Papp, Cummings, & Goeke-Morey, 2009) 맞벌이는 남편으로 하여금 가사노동에 더 기여하게 하고 협상력을 더 갖게 하는 경향으로 기혼여성의 결혼만족도를 유의하게 향상시킨다(Ayub & Iqbal, 2012).

현대 자본주의 사회에서 경제적인 안정은 부부갈등을 줄이고 결혼만족도와 더 나아가 생활의 질을 향상시키는데 기여할 수 있으며(Gerson, 1976), 반대로 경제적인 어려움은 넓은 영역의 가족적응 문제와 연결되며(Conger, Reuter, & Elder, 1999), 발생한 문제를 효과적으로 해결하는 것을 방해함으로써 부부갈등을 발생시켜(Masarik et al., 2016) 가족해체를 가져오는 부부갈등의 주요한 원인으로 지적되고 있다(Madden & Janoff-Bulman, 1981; Oggins, 2003).

이와 같이 경제적인 문제는 매우 감정적일 수 있는 주제이며, 방어를 불러일으키는 대인간 취약점이 될 수 있는데(Tichenor, 1999), 가족원간 또는 이웃간의 결핍은 상대적인 것이므로 기대를 넘어서는 재정이 늘 제공되지 않는 한 갈등은 존재할 수 있으며, 고정된 수입으로 가족원의 다양한 필요와 욕구를 충족시켜야 하고 매달 고정적으로 지출해야 하는 것이 있는 등 반복적이고 지속적이며 회피가 불가능하기 때문에 해결하기가 쉽지 않은 경향이 있다(Papp et al., 2009). 특히 경제적으로 적절히 준비되지 않은 경우 결혼을 미루는 경향도 있어서(Gibson-Davis, Gassman-Pines, & Lehrman, 2018), 경제적인 문제는 결혼생활을 시작하기도 전부터 결혼에 영향을 미친다.

따라서 기혼 직장 여성의 결혼만족도에 대한 연구들은 일만족도와 더불어 가계경제적 변인들에 따른 영향을 분석하여야 할 필요성이 있음에도 불구하고 그동안 개인 및 가족 관련 변인(송성숙, 윤지영, 박수정, 2016; 이희정, 2010; 정애경, 함은혜, 2018; 최은숙, 김금환, 2018), 근로특성 및 양성평등 관련 변인(김소영, 2017; 김현근, 안성익, 2016; 문영주, 2013; 이현주, 장동헌, 2019; 정지애, 2018), 일-가족 전이 또는 균형 관련 변인(김경미, 계선자, 2018; 류임량, 2009; 손영미, 박정열, 2014) 등을 주로 다루고 있으며, 가계경제적 변인들의 영향에 관해 체계적으로 분석한 연구는 그리 많지 않다(권희경, 2009; 김숙, 2019; 현은민, 2007; Dew, 2007, 2008; Godwin, 1996; Tichenor, 1999).

특히 가계경제적 변인을 다룬 연구들도 주로 소득수준과 주관적인 경제상태 인식만을 분석에 포함하였는데 이때도 소득 변인을 개인 및 가족 관련 변인으로서 분석에 포함하였고, 그 외 월평균 생활비나 자산, 저축, 부채 등의 구체적인 가계경제적 변인들을 종합적으로 고려한 연구는 많지 않다.

본 연구의 목적은 객관적 가계경제적 변인으로서 가구 총소득, 생활비 지출액과 월평균 저축, 부채, 유형(실물)자산과 금융자산, 거주 주택의 가치와 주관적인 변인으로서 현재 자기 가정의 경제 상태를 어떻게 인식하고 있는가에 대한 경제상태인식과 일만족도가 기혼 직장여성의 결혼만족도에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 1단계로 기본적인 사회인구학적 변인들이 결혼만족도에 미치는 영향을 살펴보고, 2단계로 사회인구학적 변인들을 통제한 후 가계경제적 변인들 중에서 객관적인 가계경제적 변인들이 결혼만족도에 미치는 영향을 살펴본 후, 3단계로 이들을 통제한 후 주관적인 가계경제적 변인인 경제상태인식이 결혼만족도에 미치는 영향을 살펴보고, 최종적으로 이들을 통제한 후 일만족도가 결혼만족도에 미치는 영향을 살펴보고자 한다.

본 연구의 결과는 가계경제를 연구하는 학자들과 가족관계를 연구하는 학자들에게 뿐만 아니라 소비자재무 상담이나 가족 상담을 진행하고 있는 현장 실무자들에게 그리고 조직관리자들과 건전가정을 지원하고자 하는 정책입안자들에게 기초자료로 사용될 수 있을 것이다.

II. 이론적 배경

III. 연구방법

2. 변인의 조작적 정의 및 측정도구

1) 종속변인

결혼만족도는 단일 문항으로 요즈음 결혼생활에 대한 느낌을 매우 불행하다의 1점에서∼매우 행복하다의 10점 척도로 측정하였으며, 점수가 높을수록 결혼만족도가 높다는 것을 의미한다.

2) 독립변인

사회인구학적 변인은 응답자의 연령, 남편의 연령, 응답자의 교육수준, 남편의 교육수준, 응답자의 종사상지위, 가구원수이고, 객관적 가계경제적 변인은 가구 총소득, 월평균 생활비, 유형자산, 금융자산, 월평균 저축, 부채, 거주주택가치이다. 이 중 부채는 금융기관, 비금융기관, 기타 부채의 현재 잔액을 합산하였으며, 거주주택가치는 자가인 경우는 주택가격, 전세인 경우는 전세보증금, 월세인 경우는 전월세 전환율로 계산한 월세에 월세보증금을 더하여 계산하였다.

주관적 변인으로 가정의 경제 상태에 대한 주관적 인식은 매우 여유가 있다의 1점에서∼매우 어렵다의 5점 척도로 측정되어 역점수로 변환하여, 점수가 높을수록 여유가 있다고 인식하는 것을 의미하며, 일만족도는 현재 하고 있는 일의 임금 또는 소득수준, 고용의 안정성, 하고 있는 일의 내용, 근로환경, 근로시간, 개인의 발전가능성, 직장 내 의사소통 및 인간관계, 복리후생, 성과에 대한 인정의 총 9개 문항에 대하여 얼마나 만족하는지를 매우 만족의 1점에서∼매우 불만족의 5점 척도로 응답하도록 하였다. 척도의 신뢰도 계수인 크롬바흐 알파 값은 0.921이다. 일만족도 척도와 전반적인 일만족도와의 상관계수는 0.818로 나타나, 본 분석에서는 9개 문항을 역점수 처리 후 평균한 값을 사용하였다. 따라서 점수가 높을수록 일만족도가 높다는 것을 의미한다. 분석에 사용된 변인들을 정리하면 다음 <표 1>과 같다.

표 1.

독립변인와 종속변인

무응답 처리는 모름/무응답은 -9, 거절은 -8로 코딩되어 있어서 이를 결측으로 변환하였다. 분석방법은 연구대상의 사회인구학적 특성과 가계경제적 특성의 일반적 수준을 파악하기 위하여 빈도분석과 기술통계를 실시하였고, 일만족도와 결혼만족도에 대한 제 변인들의 영향력을 알아보기 위하여 위계적 회귀분석(Hierarchical Regression Analysis)을 실시하였으며, 회귀분석에 포함할 변인을 선정하기 위하여 일원배치분산분석(one-way ANOVA)과 상관분석을 실시하였다. 이상의 분석에는 SPSS 25 통계프로그램을 사용하였다.

IV. 결과 및 해석

1. 일만족도와 결혼만족도의 일반적 수준

<연구문제 1>에 따라 일만족도와 결혼만족도의 일반적 수준을 살펴보았다. 기혼 여성의 일만족도의 수준은 현재 하고 있는 일의 임금 또는 소득수준, 고용의 안정성, 하고 있는 일의 내용, 근로환경, 근로시간, 개인의 발전가능성, 직장 내 의사소통 및 인간관계, 복리후생, 성과에 대한 인정의 총 9개 항목 중에서 고용의 안정성이 3.49점으로 가장 높은 수준을 보였고, 다음으로 하고 있는 일의 내용, 근로환경, 직장 내 의사소통 및 인간관계, 근로시간, 개인의 발전가능성, 성과에 대한 인정, 임금 또는 소득수준의 순이었으며, 복리후생이 2.97점으로 가장 낮은 수준을 보였으며, 9개 항목으로 구성된 일만족도 척도의 평균값은 3.28점이었다(<표 2> 참고). 이는 2007년부터 2012년까지 1차부터 4차의 네 개 시점의 여성가족패널 자료를 이용한 유성경과 임영선(2016)의 연구에서는 각각 2.96점(표준편차 = 0.73), 3.01점(표준편차 = 0.67), 3.10점(표준편차 = 0.59), 3.12점(표준편차 = 0.57)으로 시간이 지남에 따라 일만족도가 증가하였는데, 6차 자료를 사용한 본 논문의 일만족도 수준은 이보다 높아서 이러한 증가추세에 부합하는 것으로 나타났다. 한편 일반가구와 저소득층 가구를 50:50의 비율로 표집하는 복지패널의 12차년도 자료를 사용하여 기혼 직장인을 대상으로 한 김소정(2018)의 연구에서 보고된 여성의 직무만족도가 3.67점인 것에 비해서는 낮은 수준이었다.

표 2.

일만족도와 결혼만족도의 일반적 수준

결혼만족도의 수준은 6.84점으로 이를 5점 만점으로 환산한 값은 3.42점이다. 이는 기혼 직장인을 대상으로 온라인 서베이를 실시한 연구에서 기혼 직장 여성의 결혼만족도가 2.99점(5점만점, 표준편차 = 0.94)이라고 보고한 것(손영미, 박정열, 2014)보다는 높은 수준이며, 여성가족패널 1차년도 자료를 사용하여 현재 결혼 상태를 유지하고 있는 여성들을 대상으로 분석한 연구에서(조성희, 박소영, 2010) 보고된 5.30점(7점만점, 표준편차 = 1.16: 5점 척도로 환산시 3.79점)과 여성가족패널 5차년도 자료를 사용하여 분석한 연구에서(박희정, 2017) 보고된 6.97점(10점만점, 표준편차 = 1.49: 5점 척도로 환산시 3.48점)보다는 낮은 수준이다.

2. 제 변인들에 따른 결혼만족도의 차이

1) 사회인구학적 변인들에 따른 결혼만족도의 차이검증

<연구문제 2>에 따라 본 연구의 독립변인들이 결혼만족도에 대해 차이를 보이는지 그리고 그 관계가 선형인가를 살펴보기 위해 일원배치분산분석을 실시하고, 사후검증으로 Scheffé의 다중비교검증을 실시하였다.

먼저 기혼 직업여성의 결혼만족도는 사회인구학적 변인들인 응답자의 연령, 남편의 연령, 응답자의 교육수준, 남편의 교육수준, 응답자의 종사상 지위, 가구원수 중에서 응답자의 종사상지위, 가구원수에 따라 통계적으로 유의한 차이를 보이지 않았으며, 응답자의 연령, 남편의 연령, 응답자의 교육수준, 남편의 교육수준의 4개 변인들에 따른 차이는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 즉, 기혼 직장여성이 30대 이하인 경우가 40대 이상에 비해, 배우자가 30대 이하인 경우가 40대 이상에 비해, 기혼 직장여성이 대학 이상의 경우가 고등학교 이하에 비해, 배우자가 대학 이상의 경우가 고등학교 이하에 비해 기혼 직장여성의 결혼만족도의 수준이 높은 것으로 나타났다.

이러한 결과는 연령과 결혼만족도가 부적인 관계에 있다고 보고한 김숙(2019) 등 여러 연구들과, 교육수준과 결혼만족도가 정적인 관계에 있다고 보고한 고정자와 김갑숙(1999) 등의 여러 연구들과 일치하는 결과이다.

또한 그 차이가 통계적으로 유의한 것으로 나타난 사회인구학적 변인들에 대해 평균 도표를 사용하여 선형성을 검증한 결과, 남편의 교육수준이 결혼만족도와 비선형의 관계에 있는 것으로 나타났다(<표 3> 참고).

표 3.

결혼만족도에 대한 사회인구학적 변인의 차이분석

2) 객관적 가계경제적 변인과 주관적 변인들에 따른 결혼만족도의 차이검증

다음으로 객관적 가계경제적 변인인 가구 총소득, 월평균 생활비, 유형자산, 금융자산, 월평균 저축, 부채, 거주주택가치와 주관적 변인인 주관적경제상태 인식과 일만족도에 따른 결혼만족도의 차이는 부채에 따른 차이가 통계적으로 유의하지 않았으며, 나머지는 모두 유의한 것으로 나타났다. 즉, 가구 총소득이 8천만원 이상인 경우가 8천만원 미만인 경우에 비해, 월평균 생활비가 200만원 이상인 경우가 200만원 미만인 경우에 비해, 유형자산이 1천만원 이상의 경우가 1천만원 미만에 비해, 금융자산이 5천만원 이상인 경우가 5천만원 미만인 경우에 비해, 월평균 저축이 150만원 이상인 경우가 150만원 미만인 경우에 비해, 거주주택의 가치가 1억 이상인 경우가 1억 미만인 경우에 비해 주관적 경제상태인식이 상인 집단이 중이나 하인 집단에 비해 일만족도가 상인 집단이 중이나 하인 집단에 비해 기혼 직장여성의 결혼만족도의 수준이 높은 것으로 나타났다.

이러한 결과는 소득과 결혼만족도가 정적인 관계에 있다고 보고한 김경미와 계선자(2018) 등 여러 연구들과, 소비지출과 결혼만족도가 정적인 관계에 있다고 보고한 Cutright(1971)의 연구와, 자산이 결혼만족도와 정적인 관계에 있다고 보고한 연구(Cutright, 1971)와, 주관적으로 인지한 경제상태가 좋을수록 결혼만족도도 높은 정적인 관계에 있다고 보고한 김나비와 유영주(1999) 등의 연구들과 일치하는 결과이다.

그 차이가 통계적으로 유의한 것으로 나타난 변인들을 중심으로 선형성을 검증한 결과, 유형자산과 거주주택가치가 결혼만족도와 비선형의 관계에 있는 것으로 나타났다(<표 4> 참고).

표 4.

일만족도와 결혼만족도에 대한 가계경제적 변인과 주관적 변인의 차이분석

3. 결혼만족도에 대한 제 변인들의 영향력

1) 독립변인들 간의 상관분석

결혼만족도에 대하여 제 변인들의 영향력을 살펴보기 위한 회귀분석에 위의 차이검정 결과 통계적으로 유의하지 않거나 비선형의 관계에 있는 변인들, 즉, 남편의 교육수준과 응답자의 종사상지위, 가구원수, 유형자산, 부채, 거주주택가치가 제외되었다.

회귀분석을 실시하기에 앞서 독립변인들 간의 다중공선성을 살펴보기 위해 상관분석을 실시한 결과, 응답자의 연령과 남편의 연령, 가구 총소득과 월평균 생활비의 상관계수가 각각 0.944, 0.708로 매우 높아서 결혼만족도에 대한 회귀분석에서는 이 중 남편의 연령, 가구 총소득을 제외하였다.

가구 총소득과 월평균 생활비 중에서 가구 총소득을 제외하고 월평균 생활비를 선택한 이유는 선행연구에서 소득변인을 사용한 경우는 다수 있는 것에 비하여 월평균 생활비를 사용한 경우는 별로 없으며, 남성의 생계부양자 모델이 아직 우세하게 남아 있는 한국 사회의 문화적 특성으로 인해 남성 집단과 다르게 기혼 직장 여성 집단에서는 소득수준이 결혼만족도에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 보고되고 있기 때문에(김소정, 2018), 본 연구에서는 월평균 생활비의 영향을 살펴보고자 하였다.

나머지 상관계수들은 대체로 낮으나, 0.60 이상으로 높은 경우도 있어 공차(tolerance)와 분산팽창계수(VIF: Variance Inflation Factor)를 통해 검토한 결과, 공차는 0.495∼0.885로 0.30이상이었으며, 분산팽창계수는 1.130∼2.018로 10보다 낮아서 다중공선성의 문제가 없는 것으로 나타났다. 또한 Durbin-Watson 값을 확인한 결과, 1.607∼1.943으로 2에 가까워 오차항의 자기상관은 없는 것으로 확인되었다.

이에 따라 결혼만족도의 회귀분석에는 응답자의 연령, 응답자의 교육수준, 월평균 생활비, 금융자산, 월평균 저축, 주관적 경제상태 인식, 그리고 일만족도가 포함되었다.

표 5.

독립변인들 간의 상관계수

2) 결혼만족도의 회귀분석

<연구문제 3>에 따라 결혼만족도에 영향을 미치는 변인들을 파악하기 위하여 실시된 위계적 중다회귀분석은 사회인구학적 변인들을 투입한 <모형 1>, 이 변인들을 통제한 상태에서 객관적인 경제적 변인들의 상대적 영향력을 살펴보기 위해 객관적인 가계경제적 변인들을 추가 투입한 <모형 2>, 주관적인 경제적 변인인 주관적 경제상태 인식을 추가 투입한 <모형 3>, 일만족도를 추가 투입한 <모형 4>로 구성하였으며, 분석결과는 <표 6>과 같다.

표 6.

결혼만족도에 영향을 미치는 변인

먼저 <모형 1>은 통계적으로 유의하였고(F = 26.40, p < .001), 사회인구학적 특성 변인들은 결혼만족도를 2.7% 설명해주는 것으로 나타났으며, 응답자의 연령이 낮을수록 결혼만족도가 유의하게 높아지는 것으로 나타났다. 이는 연령과 결혼만족도의 관계가 부적이라고 보고한 김숙(2019)의 연구를 포함하여 그 외 많은 선행연구들과 일치하는 결과이다.

다음으로 <모형 2>도 통계적으로 유의하였고(F = 27.68, p < .001), 투입변인들은 결혼만족도 변량을 6.9% 설명하는 것으로 나타나 <모형 1>에 비해 설명력이 유의하게 개선되었다(ΔR² = .041, p < .001). 사회인구학적 변인들의 영향은 <모형 1>과 유사하게 나타나 응답자의 연령이 낮을수록 결혼만족도가 유의하게 높아지는 것으로 나타났으며, 객관적인 경제적 변인은 월평균 생활비가 적을수록 금융자산이 많을수록 월평균 저축이 많을수록 결혼만족도가 유의하게 높아지는 것으로 나타났다. 이는 소비지출과 자산이 결혼만족도에 미치는 영향이 정적이라고 보고한 Cutright(1971)의 연구와 비교할 때, 소비지출의 영향과는 반대이고 자산의 영향과는 일치하는 결과이다.

또한 <모형 3>도 통계적으로 유의하였고(F = 30.71, p < .001), 투입변인들의 결혼만족도 변량의 설명력은 8.9%로 <모형 2>에 비해 설명력이 유의하게 개선되었다(ΔR² = .021, p < .001). 사회인구학적 변인들의 영향은 <모형 2>와 유사하게 나타났으나, 객관적 가계경제적 변인들의 영향은 달라져서, 주관적 경제상태 인식을 추가 투입한 <모형 3>에서는 <모형 2>에서 결혼만족도에 유의한 것으로 나타난 월평균 저축의 영향이 유의하지 않은 것으로 나타났다. 즉 응답자의 연령이 낮을수록 월평균 생활비가 적을수록, 금융자산이 많을수록, 경제상태가 좋다고 인식할수록 결혼만족도가 유의하게 높아지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 경제상태에 대한 인식이 긍정적일수록 결혼만족도가 높다고 보고한 선행연구들(김나비, 유영주, 1999; 조성희, 박소영, 2010)과도 일치하는 결과이다.

마지막으로 <모형 4>도 통계적으로 유의하였고(F = 41.07, p < .001), 투입변인들의 결혼만족도 변량의 설명력은 13.3%로 <모형 3>에 비해 설명력이 유의하게 개선되었다(ΔR² = .043, p < .001). 사회인구학적 변인들과 객관적 및 주관적 가계경제적 변인들의 영향은 <모형 3>과 유사하게 나타나서, 응답자의 연령이 낮을수록 월평균 생활비가 적을수록, 금융자산이 많을수록, 경제상태가 좋다고 인식할수록 결혼만족도가 높아지는 것으로 나타났으며, 또한 일만족도가 높을수록 결혼만족도가 유의하게 높아지는 것으로 나타났다. 특히 결혼만족도에 유의한 영향을 미치는 변인들 중에서 일만족도의 β값이 가장 큰 것으로 나타났다. 이러한 결과는 일만족도가 결혼만족도에 미치는 영향을 조사한 연구에서 일만족도의 β값이 다른 통제변인들보다 가장 큰 것으로 나타나, 일만족도가 결혼만족도에 가장 크게 영향을 미치는 변인임을 확인하고, 기혼직장인들이 일과 가정을 병행하는데 두 영역이 독립적이지 않아 직장생활의 경험이 가정생활로 전이되고 있으며, 특히 기혼 직장 여성의 경우 일만족도가 결혼만족도의 6.7%를 설명하는 반면 기혼직장 남성의 경우 일만족도가 결혼만족도를 설명하는 비중은 3.2%에 불과한 것으로 나타나, 일만족도는 기혼직장 남성보다 기혼직장 여성의 결혼만족도에 더 중요한 변인임을 확인할 수 있다고 지적한 선행연구와 일맥상통한다고 할 수 있다(김소정, 2018).

Ⅴ. 결론 및 논의

본 연구는 기혼 직장 여성의 결혼만족도에 가구 총소득, 월평균 생활비 지출액, 자산이나 부채 등의 객관적 경제적 변인에 더하여 주관적인 경제상태인식과 일만족도가 영향을 미치는가를 실증적으로 분석하기 위하여, 여성가족패널 6차(2016년) 조사자료 총 7,355사례 중에서 현재 배우자가 있는 기혼 직장 여성에 해당하는 2,811사례를 사용하였으며, 분석결과는 다음과 같다.

첫째, 기혼 여성의 일만족도의 수준은 9개 항목 중에서 노동에 대한 비금전적인 보상 차원인 복리후생에 대한 만족도가 가장 낮았고, 금전적인 보상 차원인 임금 또는 소득수준에 대한 만족도가 다음으로 낮은 수준인 것으로 나타났다. 일만족도는 일을 하는 개인의 복지에 뿐만 아니라 기업의 노동생산성에도 영향을 줄 수 있으므로 일만족도가 낮은 영역들에 대해서는 해당 영역의 만족도를 높일 수 있는 개선 방안을 적극적으로 모색할 필요가 있다. 특히 임금 또는 소득수준의 경우에는 기업의 임금지불능력 및 임금체계와 관련된 문제로서 이를 개선하기 위해서는 조금 더 장기적인 계획이 필요할 것이지만, 복리후생의 경우 일가정양립지원제도나 근로자휴가지원사업 등 기존 제도들을 근로자의 니즈를 반영하여 재배치하거나 필요할 때 자유롭게 활용할 수 있도록 한다면 추가적인 비용을 투입하거나 새로운 시스템을 마련하지 않고도 큰 효과를 얻을 수 있을 것이므로, 이를 우선적으로 고려할 필요가 있다 하겠다.

둘째, 기혼 직장여성의 결혼만족도는 6개의 사회인구학적 변인들 중에서 응답자의 연령, 남편의 연령, 응답자의 교육수준, 남편의 교육수준의 4개 변인들에 따라, 7개의 객관적 가계경제적 변인들 중에서는 부채를 제외하고 가구 총소득, 월평균 생활비, 유형자산, 금융자산, 월평균 저축, 거주주택가치의 6개 변인들에 따라, 마지막으로 2개의 주관적 변인들은 경제상태 인식과 일만족도 모두에 따라 유의한 차이를 보였다. 이러한 결과는 기혼 직장여성의 결혼만족도를 향상시키기 한 교육 및 상담프로그램은 대상에 따라 차별화하여 개입해야 효과적일 수 있음을 보여준다. 특히 나이가 많고, 교육수준이 낮으며, 가계경제적 상황이 좋지 않은 계층에 중점을 둘 필요가 있으며 이를 위해 이해하기 쉽고 재미있는 사례중심으로 교육내용을 재구성하거나 대상자가 찾아오기를 기다리는 것이 아니라 대상자를 찾아가는 프로그램의 기획이 보다 효과적일 것이다.

셋째, 결혼만족도에 대한 위계적 회귀분석의 결과를 통하여, 사회인구학적 변인들 중에서 응답자의 연령이 결혼만족도에 유의미한 영향을 미치고 있음을 볼 수 있었다. 응답자의 연령은 가계경제적 특성 변인들보다 독립적인 영향력이 상대적으로 더 큰 것으로 나타났으며, 응답자의 연령이 적을수록 결혼만족도가 높은 것으로 나타났다. 이는 결혼만족도가 신혼시기 정점에서 연령이 증가함에 따라 차츰 감소하다가 자녀들이 학령기일 때 최하점에 도달하고 다시 증가하는 U자 곡선의 경향과는 달리, 연령의 증가에 따라 결혼만족도가 감소하는 즉 우하향하는 선형의 관계에 있다는 결과는 특히 결혼후기 부부의 결혼만족도 수준을 향상시키기 위하여 부부교육 및 상담프로그램을 개발하여 적극적으로 홍보하여 활성화할 필요가 있음을 의미한다. 이런 프로그램에는 부부의사소통기법과 같은 부부상호작용을 촉진하는 내용 뿐만 아니라 가계재무관리를 포함한 생애설계에 관한 내용도 포함되어야 할 것이다. 이는 최근 자산형성 및 재무관리에 사회적인 관심이 쏠리고 있는 상황에서 이런 프로그램은 시의적절하고 효과적일 것이다.

넷째, 사회인구학적 변인을 통제한 상태에서 객관적 및 주관적 경제적 변인의 영향력을 살펴본 결과, 평균 생활비가 적을수록, 금융자산이 많을수록, 경제상태가 좋다고 인식할수록 결혼만족도가 유의하게 높아지는 것으로 나타났는데, 이러한 결과는 결혼생활이 현재 그리고 미래에도 안정적이라고 기대하면 소비를 줄이고 자산을 늘리도록 노력하고 반대로 이혼을 고려하고 있다면 나눠야 하는 자산을 늘리는 대신 소비를 늘리려고 하기 때문에(Mazzocco, Ruiz, & Yamaguchi, 2013) 생활비와는 부적으로 자산과는 정적으로 나타난 것으로 설명할 수 있다. 또한 주관적인 경제적 변인인 경제상태인식의 β값이 가장 큰 것으로 나타나, 기혼 직장 여성의 일만족도와 결혼만족도에 응답자의 실제적인 경제적 수준보다는 응답자가 자신의 경제상태를 어떻게 인식하고 있는가가 더 크게 영향을 미치는 것을 알 수 있었다. 이는 학문적으로 또는 실무적으로 기혼 직장 여성의 결혼만족도를 향상시키기 위한 방안을 모색함에 있어서, 저소득층과 노인층 등 취약계층 가정의 소득증대방안을 마련하는 한편 이와 병행하여, 가족원간 의사소통을 통한 합리적인 자원배분과 효율적인 소비를 통해 재무만족감을 증진시키는 것을 목표로 하는 것이 도움이 될 수 있음을 의미하는 것이다. 이를 위해서는 개인과 가계에 대한 경제교육 및 소비자교육을 통한 소비자역량 강화 뿐만 아니라 공동체 차원의 건전한 소비문화 조성을 위한 노력도 필요하다고 하겠다.

마지막으로, 결혼만족도에 유의미한 독립적인 영향력을 가지는 것으로 나타난 변인들 중에서 일만족도의 β값이 가장 큰 것으로 나타났다. 맞벌이를 당연하게 생각하는 현대인들에게 있어 일을 한다는 것은 소득의 획득이라는 1차적인 의미 외에도 자존감 향상이나 사회적 능력의 증대를 통해 개인이 성장하고 이는 가족관계 향상으로 연결될 수 있다는 2차적인 의미를 갖는다. 생태학적 관점에서 볼 때 중간체계인 직장에서 느끼는 긍정적 또는 부정적 감정이 미시체계인 개인과 가족에 그리고 거시체계인 국가와 사회에 순기능 또는 역기능을 가져올 수 있는 것이다. 따라서 과거에 비해 여성의 취업률이 높아졌음에도 불구하고 여전히 가정과 직장에서 이중노동에 시달리고 있는 기혼 직장 여성들의 결혼만족도를 높이는 것은 개인과 가족원의 생활의 질을 향상시키기 위해서라는 미시적인 측면 외에도 사회와 국가공동체의 안녕이라는 거시적인 측면에서 매우 시급한 문제라고 할 수 있다. 특히 남성보다 여성의 경우 결혼만족도에 대한 일만족도의 설명력이 두 배 이상으로서 기혼 직장남성보다 기혼 직장여성의 경우 더 중요한 변수이므로(김소정, 2018), 기혼 직장여성의 결혼만족도에 가장 큰 영향력을 미치는 것으로 나타난 일만족도를 높이기 위해 개인/가족/기업/국가의 다각적인 노력이 필요하다. 행복한 결혼생활은 기혼 여성들의 희생과 노력만으로 이루어질 수 없고, 기혼 남성들의 성역할 태도가 개선되고 육아와 가사에 대한 책임을 공유하며 적극적으로 참여하여야 가능할 것이다. 이를 위해 직장과 가정생활을 조화시킬 수 있는 가정친화적인 직장 및 사회환경을 조성하기 위하여 필요한 제도 및 정책에 대한 논의와 더불어 기존 제도와 정책의 사각지대를 파악하여 개선 및 활용 방안을 구체적으로 모색하여야 할 것이다.

본 연구는 대표성이 있는 자료를 이용하여 그동안 결혼만족도에 대한 관련 변인의 연구에 있어서 다른 변인들에 비해 상대적으로 소홀히 다루어진 가계경제적 특성 변인들의 영향력을 확인하였다는 점에서 의의가 있으나, 종단적 추이분석을 통해 시간의 흐름에 따른 변인들의 변화와 차이의 양상을 분석하지 못했다는 한계점도 가지므로, 후속 연구에서는 이를 보완할 필요가 있을 것이다.

또한, 본 연구에서 설정한 독립변인들이 결혼만족도의 변량을 설명하는 정도가 그리 높지 않았다. 지면의 제한으로 인해 본 논문에 포함하지는 않았지만, 본 연구에서도 추가적으로 월평균 생활비 대신에 구체적으로 11개 비목별 지출액을 투입하여 회귀분석을 실시한 결과 결혼만족도에 대한 회귀모형의 설명력이 증가하는 것을 볼 수 있었다. 따라서 추후 연구에서는 결혼만족도에 대한 회귀모형의 설명력을 개선하기 위해서 상대소득, 소득유형별 소득액이나 비목별 지출액, 흑자여부 등 가계경제적 변인들을 보다 구체적으로 고려할 필요가 있으며, 또한 소비자역량이나 효과적인 의사소통, 그리고 자기효능감이나 긍정심리와 같은 심리적 자본과 관련된 변인들을 포함하여 종합적으로 분석할 필요가 있을 것이다.

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