최근호

가정과삶의질연구(Journal of Families and Better Life) - Vol. 42 , No. 1
[Paper List]

[ Article ]
Journal of Families and Better Life - Vol. 39, No. 1, pp. 45-61
Abbreviation: JKHMAJFBL
ISSN: 2765-1932 (Print) 2765-2432 (Online)
Print publication date 31 Mar 2021
Received 05 Jan 2021 Revised 11 Feb 2021 Accepted 11 Mar 2021
DOI: https://doi.org/10.7466/JFBL.2021.39.1.45

기혼자의 결혼 전후 삶의 만족도 변화: 성별과 학력 및 직업 동질혼의 조절효과를 중심으로
이윤주*

Changes in Life Satisfaction before and after Transition into Marriage: Variations by Gender and Educational and Occupational Assortative Mating
Yoonjoo Lee*
1College of General Education, Kookmin University, Assistant Professor
Correspondence to : *Yoonjoo Lee, College of General Education, Kookmin University, 77 Jeongneung-Ro, Seongbuk-Gu, Seoul 02707, Rep. of Korea, Tel: +82-2-910-6578, E-mail: yoonjoo@kookmin.ac.kr

Abstract

This study examines how a transition into marriage is associated with changes in life satisfaction and whether it varies by gender and educational and occupational assortative mating. These questions were addressed by using 14 waves of the Korean Welfare Panel Study (543 respondents or 6,149 person-wave observations). Applying fixed-effects regression models, the author first found that the transition into marriage was associated with an initial rise and subsequent decline in life satisfaction. Life satisfaction increased after reaching its lowest level in the third year of marriage. Second, the changing pattern of life satisfaction before and after transition into marriage was more pronounced in women than in men. Third, this was less pronounced in respondents whose spouses were classified in the same occupational categories than in respondents whose spouses were classified in different occupational categories. This study contributes to the literature on marriage by taking into account the premarital level of life satisfaction, showing the effect of the transition into marriage not being constant over time, and revealing the moderating roles of gender and occupational assortative mating through the benefits of marriage in terms of life satisfaction.

Keywords: marriage, life satisfaction, gender, assortative mating
키워드: 결혼, 삶의 만족도, 성별, 동질혼
I. 서 론

친밀한 관계는 사회적 상호작용에 대한 인간의 근본적인 욕구를 충족시키고, 삶의 행복과 만족의 원천이 된다. 결혼은 이러한 친밀한 관계가 안정적으로 유지될 수 있도록 하는 제도로 오랫동안 인식되어왔다. ‘결혼’을 생각하면 떠오르는 단어로 ‘행복’이 세 번째로 등장한다거나 기혼자 10명 중 7명은 주변에게 결혼을 추천한다는 조사 결과가 있을 만큼(한국리서치, 2020), 결혼은 사회적 중요성을 차치하고라도 사람들이 일상에서 경험하는 행복과 밀접하다고 보는 시각이 다수였다. 그러나 인구보건복지협회가 2020년 상반기에 실시한 조사에서 미혼 여성들이 결혼을 꺼리는 이유로 가장 많이 답한 내용이 ‘혼자 사는 것이 행복하기 때문에(25.3%)’일 정도로(인구보건복지협회, 2020), 결혼이 행복을 저해할 것이라는 우려도 등장하고 있다. 결혼과 삶의 만족 혹은 행복의 관계를 바라보는 시각이 다양해지고 있는 것이다.

국외 학술연구 결과를 살펴보면 대체로 결혼한 사람은 그렇지 않은 사람보다 건강하고 행복하며 삶에 대해 만족한다는 보고(Carr & Springer, 2010; Waite & Gallagher, 2000)가 주를 이룬다. 그러나 이를 바탕으로 한국 사회에서도 결혼하면 사람들의 삶의 만족도나 행복감이 높아진다고 단언하기는 쉽지 않다. 국내외 학술연구 동향에서 나타나는 몇 가지 한계점 때문에 그러한데, 그 중 하나는 삶의 만족도에 영향을 주는 요인, 특히 결혼 전 삶의 만족도 수준이 충분히 고려되지 못했다는 점이다. 결혼한 사람들은 결혼하지 않은 사람보다 결혼 전 이미 삶의 만족도가 높은 경향이 있어서(Lucas, Clark, Georgellis, & Diener, 2003), 결혼으로 삶의 만족도가 실질적으로 높아지는지 확인하기 위해서는 결혼 전 삶의 만족도 수준을 반드시 고려해야 한다. 횡단자료를 이용한 연구나 종단자료를 이용했더라도 결혼 전 삶의 만족도 수준이 다루어지지 않았다면, 결혼으로 삶의 만족도가 높아졌는지 아니면 결혼 전 이미 높았던 삶의 만족도가 결혼 후에도 이어지는 것인지 명확히 알 수가 없다.

두 번째 한계점은 결혼 후 삶의 만족도에 대해 논할 때 해당 정보가 결혼이라는 전이 이후에 보고된 것인지 뿐만 아니라 결혼으로부터 얼마나 지난 시점에서 얻어진 것인지를 함께 파악하는 시도가 많지 않았다는 점이다. 결혼 기간이 길어질수록 결혼의 질이나 결혼만족도가 하락하는 경향이 있어서(VanLaningham, Johnson, & Amato, 2001), 결혼한 지 얼마 되지 않은 시점에서의 삶의 만족도와 결혼한 지 오래된 시점에서의 삶의 만족도에 미치는 결혼의 영향력은 다를 수 있다(Clark, Diener, Georgellis, & Lucas, 2008). 따라서 결혼 전과 후 삶의 만족도의 수준이 비슷하다 하더라도 이것이 결혼이라는 전이의 영향력이 미미해서인지 아니면 결혼한 지 오래된 시점에서 얻은 정보이기 때문인지를 분명히 하기 위해서는 결혼 여부뿐만 아니라 결혼 기간도 분석에 고려할 필요가 있다. 세 번째 한계는 결혼과 삶의 만족도의 관계가 모든 사람에게 동일하게 나타나지 않을 수 있다는 가능성을 간과했다는 점이다. 어떤 집단에서는 결혼이 삶의 만족도에 미치는 영향력이 강하고 오래 지속되는 반면, 다른 집단에서는 그렇지 않을 수 있다. 따라서 두 변수의 관계를 조절하는 변수를 탐색해 본다면, 결혼과 삶의 만족도에 대해 다각적으로 이해할 수 있고 결혼이 가져오는 삶의 변화에 대한 과도한 일반화를 경계할 수 있을 것이다.

본 연구에서는 기혼자가 결혼하기 전 및 결혼한 후 보고한 삶의 만족도를 분석함으로써 상술한 선행연구의 한계를 보완하고 한국 사회에서 나타나는 결혼과 행불행의 관계에 대한 실증적인 근거를 제시하고자 한다. 이를 위해서는 다수의 응답자가 미혼으로 조사에 참여해서 자료 수집 기간 동안 결혼이라는 전이를 경험해야 하는데, 이러한 자료는 개별 연구자가 수집하기에는 오랜 시간이 소요되고 유의미한 통계분석을 위해서 상술한 조건을 충족하는 사람의 수가 적지 않아야 한다는 까다로운 조건을 충족해야 한다. 본 연구는 2000년대 후반부터 매해 응답자를 추적해 온 한국복지패널의 제1차년도 조사부터 제14차년도 조사를 모두 사용해서 자료와 관련된 난점을 해결하였고, 동일한 응답자가 결혼 전후 보고한 삶의 만족도를 비교함으로써 관련 변인을 최대한 통제하였다. 또한 결혼과 삶의 만족도의 관계가 사람들의 특성에 따라 다르게 나타날 수 있는 가능성을 고려하여, 성별과 학력 및 직업 동질혼 여부가 조절변수의 역할을 할 수 있는지 탐색하였다. 성별은 결혼과 삶의 만족도에 관한 수많은 국외 연구에서 강력한 조절변수 후보로 지목되어 왔지만(Clark et al., 2008; Stutzer & Frey, 2006), 이에 대한 실증분석은 드문 상황이다(Qari, 2014; Tao, 2019). 동질혼은 배우자 선택 기준의 하나로 오랫동안 거론되었으나(Schwartz, 2013), 동질혼 여부에 따라 결혼 이후 삶의 만족도의 변화 양상이 어떠한지에 대해서는 알려진 바가 많지 않다. 따라서 본 연구에서는 먼저 결혼과 삶의 만족도 관계에 대한 전체적인 변화 양상을 개괄하고자 한다. 이는 결혼 전 삶의 만족도나 결혼 후 삶의 만족도에 영향을 줄 수 있는 변인을 최대한 고려한 뒤에도 결혼이 삶의 만족도에 미치는 영향 및 그 지속 여부가 어떠한지 파악할 수 있도록 해 준다는 의의가 있다. 그리고 결혼과 삶의 만족도 변화 양상을 조절하는 변수를 탐색함으로써, 집단 간 차이에 대한 이해를 넓히고자 한다. 이를 바탕으로 설정한 연구문제는 다음과 같다.

[연구문제 1] 기혼자의 삶의 만족도는 결혼 전후로 어떻게 변화하는가?

[연구문제 2] 결혼과 기혼자의 삶의 만족도 변화 양상은 성별에 의해 조절되는가?

[연구문제 3] 결혼과 기혼자의 삶의 만족도 변화 양상은 학력 동질혼 여부에 의해 조절되는가?

[연구문제 4] 결혼과 기혼자의 삶의 만족도 변화 양상은 직업 동질혼 여부에 의해 조절되는가?

Ⅱ. 선행연구 고찰
1. 결혼과 삶의 만족도의 변화

본 연구의 종속변수인 삶의 만족도는 주관적 안녕감이라는 포괄적인 개념에 속하며, ‘개인의 삶의 질에 대한 전반적이고 인지적인 평가’로 알려져 있다(Pavot & Diener, 2008). 일부 선행연구에서 삶의 만족도는 우울감이나 불안과 함께 주관적 혹은 심리적 안녕감을 나타내는 개념으로 혼용되기도 하나, 본 연구는 전자가 후자와 같은 정신건강 지표와 뚜렷하게 구분된다는 입장을 따르고자 한다. 삶의 만족도는 불안, 긴장, 식욕부진 등과 같은 부정적인 감정이나 증상의 유무와 관계없이 개인의 삶에 대한 인지적인 평가 요소를 포함하고 있기 때문이다(Diener, Suh, Lucas, & Smith, 1999). 이와 관련해 Kalmijn(2017)은 결혼이 많은 사람들에게 중요한 목표로 인식되고 결혼을 지지하는 강한 규범과 기대가 존재하는 사회에서는 결혼하지 않았을 때 삶을 다소 부정적으로 평가할 수는 있으나 이것이 곧 일상에서 부정적인 감정이나 우울 증상을 경험하는 것과 연결되지 않음을 지적하며 두 개념을 구분하였다. 따라서 본 연구에서는 안녕감과 관련된 다양한 지표 중 삶의 만족도에 집중하여 결혼과의 관계를 살펴보고자 한다.

결혼과 삶의 만족도에 관한 문헌을 살펴보면, 결혼한 사람은 대체로 결혼하지 않은 사람보다 삶에 대해 만족하는 것으로 보고되고 있다(김혜연, 2020; Carr & Springer, 2010; Waite & Gallagher, 2000). 결혼과 삶의 만족도의 정적 관련성을 설명하는 대표적인 관점 중 하나는 사회적 인과 관점(social causation perspective)으로, 이 관점은 결혼이라는 전이를 경험하면서 사람들의 삶의 만족도가 높아진다고 주장한다. 여기서는 결혼이 삶의 만족도를 높이는 메커니즘을 크게 세 가지로 제시한다. 첫째, 결혼을 하게 되면 남녀에게 기대되는 역할이 무엇인지 구체적으로 이해할 수 있게 되는데, 이렇게 부여된 새로운 역할은 삶의 의미와 목적을 새롭게 규정하고 배우자와 활발하게 상호작용할 수 있도록 한다(Musick & Bumpass, 2012). 둘째, 결혼을 하게 되면 배우자와 친밀감, 애정, 일상적인 교류를 나누게 되고, 배우자를 통해 더 넓은 사회관계망을 구축하게 되어 필요할 때 도움을 받을 수 있다. 이와 같은 사회적 지지는 결혼이 제공하는 다양한 자원 중 만족도 향상에 중요한 역할을 하는 것으로 잘 알려져 있다(Umberson, Crosnoe, & Reczek, 2010). 마지막으로 사람들은 가족, 친구, 또는 종교인 앞에서 부부관계를 맺는 서약을 하며 결혼을 시작하게 된다. 이처럼 믿을 만한 사람들 덕분에 부부는 혼인관계에 헌신하며 장기적이고 공동의 시간과 노력이 필요한 계획(예: 가족계획 등)을 실행해 나가는 게 용이해진다(Musick & Bumpass, 2012). 이렇게 ‘강제할 수 있는 신뢰(enforceable trust; Cherlin, 2004)’를 바탕으로 한 결혼은 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 주게 된다는 것이 사회적 인과 관점의 내용이다.

사회적 인과 관점의 주장을 뒷받침하는 연구가 지난 20년 동안 축적되었지만(Chen & van Ours, 2018; Clark et al., 2008; Grover & Helliwell, 2019; Kalmijn, 2017; Lucas et al., 2003; Lucas & Clark, 2006; Næss, Blekesaune, & Jakobsson, 2015; Soons, Liefbroer, & Kalmijn, 2009; Stutzer & Frey, 2006; Tao, 2019), 결혼 이후의 시간이 길어짐에 따라 삶의 만족도 증가 추이가 유지될 것인가에 대한 의문은 여전히 남아있다. 결혼 기간과 결혼만족도 및 결혼관계의 질은 대체로 부적 관계를 보이는 것으로 알려져 있어서(VanLaningham et al., 2001), 결혼이 삶의 만족도 향상에 미치는 효과 역시 결혼 기간이 길어질수록 일정하지 않을 것이라 예상되기 때문이다. 일각에는 삶의 만족도를 높이는 결혼의 효과는 약 1-2년 정도 지속될 뿐 이후에는 결혼 전 삶의 만족도 수준으로 돌아갈 것이라는 주장이 있다(Clark et al., 2008; Frijters, Johnson, & Shields, 2011; Lucas et al., 2003; Lucas & Clark, 2006; Stutzer & Frey, 2006). 이는 적응효과 또는 허니문효과(honeymoon effect)라고 불리며, 다양한 생애사건의 영향력에 대해 설명하는 셋포인트 이론(setpoint theory)의 예측과 일치한다. 셋포인트 이론에서는 사람들에게 유전이나 성격에 의해 일정 수준으로 정해진 안녕감이 있다고 보고, 실직, 결혼, 이혼 등과 같은 사건으로 안녕감이 높아지거나 낮아질 수는 있지만 곧 원래의 수준으로 돌아온다고 설명하기 때문이다(Headey & Wearing, 1989). 이와 달리 삶의 만족도를 높이는 결혼의 효과는 비교적 장기적이어서, 결혼 직후 높아진 삶의 만족도는 결혼 기간이 길어질수록 하락하기는 하나 결혼 전보다는 높은 수준을 유지한다는 주장도 있다(Grover & Helliwell, 2019; Kalmijn, 2017; Qari, 2014; Soons et al., 2009; Tao, 2019; Zimmermann & Easterlin, 2006). 이는 삶의 만족도에 대한 결혼의 누적효과라고도 불리며, 앞서 언급한 적응효과와 대비된다. 다양한 사회에서 수집된 종단자료를 이용해 결혼과 삶의 만족도의 관계를 보여주는 실증연구가 축적되고 있음에도 불구하고, 후속 연구가 여전히 필요한 이유이기도 하다.

결혼과 삶의 만족도의 정적 관련성을 설명하는 또 다른 대표적인 관점인 사회적 선택 관점(social selection perspective)은 결혼 후 삶의 만족도를 설명하는 요인으로 결혼이라는 전이보다는 결혼 전 삶의 만족도에 초점을 맞추고 있다. 결혼한 사람들은 그렇지 않은 사람들보다 결혼 전에 이미 삶의 만족도가 높기 때문에(Lucas et al., 2003), 자신의 삶에 만족하는 사람들이 배우자를 만나고 혼인관계를 유지할 가능성이 높은 것이라고 주장한다. 그러나 문헌을 살펴보면 결혼한 사람들이 미혼일 때 보고한 삶의 만족도가 미혼인 사람들이 보고한 삶의 만족도보다 높다고 확인한 연구(Stutzer & Frey, 2006)와 유의미한 차이가 나지 않는다는 연구(Tao, 2019)가 모두 존재한다. 상술한 연구에서는 결혼한 사람들이 미혼일 때 보고한 삶의 만족도의 경우, 결혼을 기점으로 얼마나 전에 보고된 것인지에 주의를 기울일 필요가 있음을 공통적으로 지적하고 있다. 결혼 직전에 보고된 삶의 만족도에는 미혼인 응답자가 예비 배우자와 동거중이거나 동거하지는 않지만 결혼에 대해 상당히 구체적인 계획과 기대를 나누면서 경험한 사회적 지지가 반영되었을 가능성이 있기 때문이다. 이는 결혼의 기대효과(anticipation effect)라고 불리며, 결혼하기 약 1-4년 전부터 확인되는 것으로 알려져 있다(Clark et al., 2008; Qari, 2014; Tao, 2019). 따라서 본고에서는 결혼의 기대효과가 주는 영향을 최소화할 수 있는 시점이 결혼으로부터 3년 혹은 그보다 전이라고 보고, 이 때 보고된 삶의 만족도를 기점으로 삼아 이후의 삶의 만족도 변화에 결혼이 어떠한 역할을 하는지 알아보고자 한다.

결혼 전후로 기혼자의 삶의 만족도가 변화하는 양상을 명확하게 파악하기 위해서는 관련 변수를 통제할 필요가 있다. 본고에서는 연령, 교육수준, 소득수준과 같은 응답자의 기본적인 사회인구학적 변수와 함께 취업상태를 통제하였다. 이는 응답자에게 정체성을 부여하거나 사회적 관계를 형성해 상호작용의 기회를 제공함으로써 삶의 만족도에 영향을 주기 때문이다(Jahoda, 1982). 응답자의 건강상태는 삶의 만족도와 정적 관련성을 보이는 것으로 알려져 있고(Pavot & Diener, 2008), 동거하는 자녀의 유무는 응답자의 출산 여부를 가늠해볼 수 있으며 결혼 이후 삶의 만족도 변화에 영향을 주기 때문에(Balbo & Arpino, 2016) 통제하였다.

2. 결혼과 삶의 만족도 변화 양상의 조절변인
1) 성별

결혼 전과 비교할 때 결혼 후 보고된 삶의 만족도에 특기할 만한 변화가 나타난다면, 이 변화 양상이 모든 기혼자에게 동일하게 나타나는 것인지 아니면 일부 집단에게 두드러지게 나타나는 것인지 살펴볼 필요가 있다. 본고에서 결혼과 삶의 만족도 변화 양상의 관계를 조절할 변인으로 먼저 성별을 선정하였는데, 그 이유는 부부라는 같은 세대에서 결혼이라는 동일한 전이를 거쳤다 할지라도 성별에 따라 다른 경험을 하게 되기 때문이다. Bernard(1972)는 일찍이 결혼에 ‘그의 결혼’과 ‘그녀의 결혼’이라는 두 가지 버전이 있다고 주장하며 결혼의 젠더화된 속성에 주목하였고, 이를 뒷받침하는 연구 역시 어렵지 않게 찾을 수 있다. 임금이나 승진의 측면에서 결혼은 남성에게 일종의 이득으로 작동해 결혼 프리미엄(marriage premium)이, 여성에게는 일종의 벌칙으로 작동해 결혼 패널티(marriage penalty)가 나타나고 있는 것이 일례이다(McDonald, 2020; Glauber, 2007). 결혼 이후 가사노동이나 자녀의 돌봄에서 성별에 따른 차별화된 경험 역시 수많은 선행연구에서 확인되고 있다(Raley, Bianchi, & Wang, 2012; Ruppanner, Perales, & Baxter, 2019).

그러나 이처럼 결혼과 관련된 삶의 여러 분야에서 성별에 따라 다른 변화 양상이 나타났다 할지라도, 결혼으로 인해 총체로서의 삶에 대한 개인의 평가인 삶의 만족도 역시 남녀에게 다르게 나타날 것인지에 대해서는 분명한 예측을 하기 어려운 상황이다. 현재로서는 결혼으로 삶의 만족도가 변화하는 양상은 남녀에게 유사하게 나타났다는 연구가 다수이지만(Kalmijn, 2017; Lucas & Clark, 2006; Zimmerman & Easterlin, 2006), 결혼의 기대효과가 여성보다 남성에게서 먼저 드러나거나(Clark et al., 2008; Qari, 2014) 결혼이 삶의 만족도를 높이는 정도가 남성보다 여성에게서 더 크고(Grover & Helliwell, 2019; Tao, 2019) 오래 지속된다는 연구도 있기 때문이다(Tao, 2019). 성별에 따른 차이를 확인한 연구의 경우, 그 근거로 남편보다 아내가 결혼과 관련된 정서적인 변화를 잘 경험하고 이에 특히 높은 가치를 두는 경향(Wood, Rhodes, & Whelan, 1989)을 제시하기도 하였다. 한편 삶의 만족도와 상관이 높은 결혼만족도를 살펴본 연구에서는 신혼기 결혼만족도의 변화 양상에 성별 차이가 존재하긴 하나 Bernard(1972)의 주장처럼 ‘그의 결혼’과 ‘그녀의 결혼’이라는 서로 다른 버전이 존재할 만큼 크지는 않다고 보고하고 있다(Kurdek, 2005; Lavner & Bradbury, 2010).

2) 학력 및 직업 동질혼

본 연구에서 탐색할 또 다른 조절변인은 학력 및 직업 동질혼이다. 동질혼이란 사회경제적 지위나 인종, 종교, 성격 및 가치관 등에서 본인과 비슷한 특성을 가진 배우자와의 결혼을 뜻한다(Schwartz, 2013). 그 중에서도 학력 및 직업 동질혼을 본고에서 조절변인으로 선정한 이유는 오늘날의 동질혼이 인종이나 부모의 사회경제적 지위를 중심으로 한 귀속적 동질혼에서 자신의 사회경제적 지위를 중심으로 한 성취적 동질혼으로 점차 이동하고 있기 때문이다(석재은, 노혜진, 2013). 게다가 비슷한 학력을 가진 배우자와의 결혼은 우리나라의 전체 결혼 중 큰 비중을 차지하는데(신윤정, 박신아, 2018), 이러한 동질혼을 한 사람들이 그렇지 않은 사람들보다 결혼 전후로 본인의 삶을 더 만족스럽게 평가하는가에 대한 실증적인 결과는 찾아보기 힘든 점도 학력 및 직업 동질혼을 조절변인으로 선정한 이유이다. 사회경제적 배경이 비슷한 사람과의 결혼은 한 사회의 폐쇄성을 반영하는 지표일 뿐만 아니라 한 가족이 접근하거나 소유, 투자 및 분배할 수 있는 자원의 양을 결정한다는 점도(Schwartz, 2013) 조절변인으로서 학력 및 직업 동질혼을 탐색하는 이유이다.

학력 동질혼은 동질혼 연구에서 가장 많이 논의된 유형이다. 학력은 가족 배경의 영향력과 개인의 성취를 동시에 반영하며(박현준, 김경근, 2011), 비교적 명확하고 객관적으로 범주화되어 측정이 용이하기 때문이다(De Hauw, Grow, & Van Bavel, 2017). 국외 문헌 중 국가별 비교를 시도한 선행연구에서는 국제 표준 교육 분류(the International Standard Classification of Education)를 기준으로 하되, 취학 전 교육은 제외하고 대체로 초등학교, 중학교, 고등학교, 직업훈련, 대학교, 대학원 등으로 학력을 나누고 있다(De Hauw et al., 2017). 그러나 국내 자료로 학력을 분석할 때에는 이와 같은 범주를 그대로 사용하는 것에 주의를 기울여야 한다. 우리나라에서는 2000년대 초반까지 중학교 의무교육이 전국으로 확대되면서(신윤정, 박신아, 2018), 초등학교와 중학교 학력을 구분해야 하는 필요성이나 의미가 약해지고 있기 때문이다. 본 연구에서는 이러한 사회문화적 배경을 고려하여 학력을 세 가지 범주(고등학교 졸업 이하, 전문대학교 졸업, 대학교 졸업 이상)로 나누고, 본인과 배우자가 동일한 범주의 학력에 속하는 경우 동질혼으로 그렇지 않은 경우는 이질혼으로 정의하였다.

반면, 학력과 직업은 밀접히 관련되어 있음에도 불구하고 직업 동질혼은 학력 동질혼만큼 폭넓게 연구되지는 않았다. 결혼이 주로 이루어지는 초기 성인기의 직업을 이후에도 계속 유지하지 않을 가능성이 있고, 이는 결혼 후 더 이상 일을 하지 않거나 자녀 양육과 병행하기 위해 결혼 전과 다른 직업을 선택하기도 하는 여성에게 두드러지기 때문이다(김성희, 2019). 그러나 맞벌이 부부는 우리나라 초혼 부부의 절반 정도를 차지하고(통계청, 2020a) 커플의 보편적인 형태로 대두되는 흐름을 감안한다면(Cotter, Hermsen, & Vanneman, 2011), 직업 동질혼 역시 중요하게 다룰 필요가 있다. 국외 문헌에서는 자료가 수집된 시기에 각 사회에서 가장 널리 사용된 직업 분류 방식을 따르고 있으며, 국내 문헌에서는 통계청에서 주기적으로 개정하는 ‘한국표준직업분류’가 주로 사용된다. 본고에서도 이를 참고하여 직업을 다섯 가지 범주(관리 전문직, 사무준전문직, 판매 서비스⋅생산기능직⋅노무직, 무급 가족종사자, 비경제활동인구)로 나누고, 본인과 배우자가 동일한 범주에 속하는 경우 동질혼으로 그렇지 않은 경우는 이질혼으로 정의하였다. 이는 우리나라 초혼 커플의 파트너 선택 기준 중 하나로 직업 동질혼 여부를 살펴본 선행연구(김성희, 전혜정, 2020)의 직업 범주를 따른 것이며, 결혼과 삶의 만족도 변화 양상의 관계를 조절하는 변인으로서 직업 측면에서의 유사성을 보고자 하는 본 연구의 목적에 부합한다. 다만, 본인과 배우자 모두 일을 함에도 직업 범주가 다른 경우와 둘 중 한 명이 일을 하지 않아서 직업 범주가 다른 경우 모두 직업 이질혼으로 분류될 수 있기 때문에, 이는 연구 자료 분석 및 결과 해석에 반영하였다.

학력 및 직업 동질혼이 부부관계의 역동에서 하는 역할에 주목한 선행연구에 따르면, 다른 인간관계와 마찬가지로 결혼과 같은 친밀한 관계를 맺은 사람들 사이에서도 힘이나 통제력의 불균형이 존재한다(Cho & Keltner, 2020; Keltner, Gruenfeld, & Anderson, 2003; Kim, Visserman, & Impett, 2019). 친밀한 관계에 자원을 많이 가지고 오는 사람일수록 그 관계에서 힘과 통제력을 발휘할 수 있기 때문에(Kim et al., 2019), 이러한 불균형을 인지하게 되면 사람들은 스트레스를 경험하고 관계에 대한 만족감을 느끼기가 어려워진다(Sprecher, Schmeeckle, & Felmlee, 2006). 학력이나 직업과 같은 사회경제적 자원에서 배우자 혹은 파트너 간 이질성을 보일수록 관계 및 삶에 대한 만족도가 낮아짐을 밝힌 최근 연구들이 이러한 주장을 뒷받침한다(Cho, Impett, Campos, Chen, & Keltner, 2020; Keizer & Komter, 2015). Stutzer와 Frey(2006)는 비슷한 학력의 배우자와 결혼한 사람들과 그렇지 않은 사람들의 결혼 전후 삶의 만족도 변화 양상을 살펴본 결과, 결혼 전 삶의 만족도에서는 두 집단 간 유의미한 차이를 확인하지 못했으나 결혼 후 삶의 만족도에서는 전자가 후자에 비해 지속적으로 높음을 밝히기도 했다. 이는 동질혼 여부에 따라 결혼으로 인한 삶의 만족도 향상 효과가 달라질 수 있음을 시사한다.

Ⅲ. 연구방법
1. 연구대상

본 연구는 한국복지패널(Korean Welfare Panel Study)의 제1차년도(2006년)부터 제14차년도(2019년) 자료를 활용해 수행되었다. 한국복지패널은 한국보건사회연구원과 서울대학교 사회복지연구소가 2006년 전국 7,072개 가구 내 18,856명을 패널로 구축해 현재까지 매년 추적하고 있는 종단면 자료이다(한국복지패널, 2020). 2012년에 실시된 제7차년도 조사에서는 전국 1,800개 가구 내 4,018명을 추가로 패널로 구축해, 최초 표본가구 유지율의 감소를 보완하였다. 조사원이 표본가구에 방문해서 경제활동, 생활실태, 가족관계, 건강 등 다양한 설문 내용에 대한 가구주 및 가구원의 응답을 듣는 직접면접방식으로 조사가 이루어진다.

본 연구의 대상은 다음의 세 가지 조건을 모두 충족한 응답자 543명이다. 첫 번째 조건은 응답자의 연령이 조사 당시 만 18 - 44세여야 한다는 것으로, 이는 초혼연령이 점차 높아지는 추세와 2019년 발생한 혼인의 약 90%가 만 44세 이하 남녀에게서 발생한 통계(통계청, 2020b)를 근거로 정하였다. 두 번째 조건은 미혼으로 조사에 참여해 제4차년도 조사나 그 이후에 결혼하게 된 응답자여야 한다는 점이다. 이는 조사의 구조나 설계 때문에 결혼 전 삶의 만족도를 세 차례 이상 보고할 수 없는 응답자가 생기지 않도록 하기 위함이다. 세 번째 조건은 분석에 사용된 변수에 신규 가구원이 된 배우자 및 본인의 결측값이 없는 응답자여야 한다는 점이다. 이 조건을 충족하여 최종 표본으로 선정된 응답자는 평균 11.3회(범위: 3 - 14회) 조사에 참여하였고, 이들의 관측치는 총 6,149개였다.

2. 측정도구
1) 종속변수

본 연구의 종속변수인 삶의 만족도는 조사 당시 지난 1년 동안 건강, 가족의 수입, 주거 환경, 가족 관계, 직업, 사회적 친분관계, 그리고 여가활동에 이르는 7개 항목에 대한 응답자의 만족도 응답을 이용해 측정하였다. 모든 조사에서 각 항목별로 5점 척도(‘매우 불만족’의 1점부터 ‘매우 만족’의 5점)가 제시되었고, 7개 항목에 대한 응답의 평균값을 분석에 사용하였다. 점수가 클수록 삶의 만족도가 높음을 의미한다(α = .71).

2) 독립변수

본 연구의 독립변수인 결혼은 조사 당시 제시된 시점을 기준으로 가구주 혹은 가구주의 배우자가 보고한 가구원의 혼인 지위로 측정하였다. 조사기간 동안 결혼을 해서 미혼에서 유배우자로 혼인지위가 변경된 응답만 표본에 포함되었기 때문에, 이러한 경우 다수의 선행연구에서는 미혼이라고 보고된 모든 조사년도의 응답은 0으로 기혼이라고 보고된 모든 조사년도의 응답은 1로 입력하는 계단형 변수(step variable)로 코딩된다(Laporte & Windmeijer, 2005). 그러나 이 방법은 결혼이라는 사건이 발생하기 전에 이미 종속변수에 영향을 미치거나 그 영향력이 시간이 지남에 따라 커지거나 작아지는 등 일정하지 않을 경우 해당 사건의 영향력을 정확하게 추정하기 어렵다는 단점이 있다. 선행연구에서는 이를 보완하기 위해 해당 변수를 파동형 변수(pulse variable)로 코딩하는 방법이 제안된다. 파동형 변수로 코딩하는 방법은 사건이 발생한 시점을 기준으로 각각의 조사가 이로부터 몇 년 전 혹은 몇 년 뒤에 수집된 것인지 확인한 뒤, 이를 여러 개의 더미변수로 바꿔 분석에 사용하는 방법이다. 예를 들면, 응답자가 유배우자라고 보고한 조사년도를 모두 1로 코딩하는 것이 아니라 처음 유배우자라고 답한 조사년도를 기준으로 각각의 조사가 결혼 몇 년 뒤에 수집된 것인지 계산해 코딩한다. 해당 응답자가 미혼이라고 답한 조사년도는 모두 0으로 코딩하는 것이 아니라, 처음 유배우자라고 답한 조사년도를 기준으로 각각의 조사가 결혼 몇 년 전에 수집된 것인지 계산해 코딩하는 것이다. 이처럼 결혼한 시점을 기준으로 재편된 조사년도를 모두 더미변수로 변환함으로써, 시간에 따라 영향력이 달라질 가능성이 높은 사건을 최대한 정확하게 분석하려고 하였다. 파동형 변수로 코딩된 결혼 변수는 3. 분석방법 파트에서 수식으로 한 번 더 소개하였다

3) 조절변수

첫 번째 조절변수는 성별로, 남성은 0, 여성은 1로 코딩하였다. 두 번째 조절변수인 학력 동질혼은 응답자 및 배우자가 결혼한 해 혹은 이와 가장 근접한 해에 보고한 최종 학력을 ‘고등학교 졸업 이하’, ‘전문대학교 졸업’, ‘대학교 졸업 이상’으로 범주화한 뒤, 부부가 같은 범주에 해당하는 경우 1로, 그렇지 않은 경우 0으로 코딩하였다. 마지막으로 살펴볼 조절변수인 직업 동질혼은 응답자 및 배우자가 결혼한 해 혹은 이와 가장 근접한 해에 보고한 직종을 한국표준직업분류 7차를 기준으로(통계청, 2018) ‘관리 전문직’, ‘사무준전문직’, ‘판매 서비스⋅생산 기능직⋅노무직’, ‘무급 가족종사자’, ‘비경제활동인구’로 범주화한 뒤, 부부가 같은 범주에 해당하는 경우 1로, 그렇지 않은 경우 0으로 코딩하였다. 본 연구에서 세 가지 조절변수는 응답자의 조사년도에 따라 변화하지 않는 속성을 갖는 것으로 간주하였다.

4) 통제변수

본 연구에서는 응답자의 조사년도에 따라 변화하는 속성을 가진 여섯 개의 통제변수를 분석 모델에 포함하였다. 첫 번째 통제변수는 응답자의 연령으로, 출생년도와 조사년도의 차이값으로 계산하였다. 두 번째 통제변수부터 네 번째 통제변수는 응답자의 사회경제적 지위와 관련된 변수로 선정하여, 사회경제적 지위에 따라 혼인 유형이 다르게 나타남을 지적하는 선행연구의 결과를 반영하고자 하였다(Frémeaux, 2014). 두 번째 통제변수는 응답자의 교육년수이며, 응답자의 최종 학력에 상응하는 교육년수를 계산하였다. 세 번째 통제변수인 소득수준은 조사 당시 직전 년도의 경상소득(근로소득, 사업 및 부업소득, 재산소득, 사⋅공적 이전소득을 합한 소득)으로 측정하였다. 계수가 실질적인 의미를 갖도록 하기 위해서 만원 단위로 보고된 응답을 천만 원 단위로 조정해 분석에 사용하였다. 네 번째 통제변수인 취업상태는 조사 당시 직전 년도 응답자의 근로유형이 ① 임금근로자, ② 자영업, 고용주, ③ 무급 가족 종사자라고 답한 경우에는 취업중으로 보고 1로 코딩하였고, 미취업자(근로능력 유무 모두 포함)라고 답한 경우에는 비취업중으로 보고 0으로 코딩하였다. 다섯 번째 통제변수는 주관적 건강으로, 조사 당시 직전 년도를 기준으로 가구주 혹은 가구주의 배우자가 가구원의 건강상태를 5점 리커트 척도(① 아주 건강하다 - ⑤ 건강이 아주 안 좋다)에 따라 평가한 응답으로 측정하였다. 점수가 높을수록 주관적 건강이 좋음을 뜻하도록 역코딩하여 분석에 포함하였다. 동거 자녀 유무는 응답자와 가구주와의 관계 정보를 이용하여, 응답자와 같은 가구에 살고 있는 자녀 중 가장 어린 자녀의 연령이 결혼 기간과 동일하거나 이보다 작은 경우 1로, 그렇지 않은 경우 0으로 코딩하였다.

3. 분석방법

본 연구에서는 고정효과 회귀모델(fixed effects regression model)을 이용해 결혼과 삶의 만족도 변화의 관계를 분석하였다. 고정효과 회귀모델은 시간에 따른 독립변수 내 변화와 종속변수 내 변화의 관계를 파악하는 방법으로, 개인 내 변화(within-individual change)를 추정하는데 적합하다(Allison, 2009). 그렇다보니 시간에 따라 변화하지 않는 속성을 가진 변수(예: 부모의 학력)는 조사 여부에 관계없이 모두 통제할 수 있다는 강점이 있다. 본 연구에서 사용한 수식은 아래와 같다.

Yit = β'Xit + γ-2Di,-2 + γ-1Di,-1 + γ0Di,0 + γ1Di,1 + γ2Di,2 + γ3Di,3 + γ4Di,4 + γ5Di,5 + γ6Di,6 + αi + εit;i = 1, ∙∙∙, N; t = 1, ∙∙∙, T

상술한 식에서 Yit는 i번째 응답자가 t번째 조사에 보고한 종속변수이고, Xit는 시간에 따라 변화하는 속성을 가진 통제변수의 벡터이며, β는 통제변수의 추정계수를, γ는 독립변수의 추정계수를 나타낸다. 본 연구의 독립변수인 결혼은 9개의 더미변수(파동형 변수)로 표현되었다. 먼저 제시된 두 개의 더미변수 중 Di,-2는 응답자가 해당 조사를 결혼 2년 전에 참여했다면 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩되었고, Di,-1은 응답자가 해당 조사를 결혼 1년 전에 참여했다면 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩되었다. 이어서 제시된 Di,0은 응답자가 주어진 조사를 결혼한 해에 참여했다면 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩되었으며, Di,1은 응답자가 해당 조사를 결혼한 이듬해 참여했다면 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩하였고, Di,2는 응답자가 주어진 조사를 결혼한 지 2년 뒤에 참여했다면 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩하였다. Di,3은 응답자가 해당 조사를 결혼한 지 3년 뒤에 참여했다면 1, 그렇지 않으면 0으로 코딩되었고, Di,4는 응답자가 주어진 조사를 결혼한 지 4년 이상 되는 해에 참여했다면 1, 그렇지 않으면 0으로 코딩되었다. Di,5은 응답자가 해당 조사를 결혼한 지 5년 뒤에 참여했다면 1, 그렇지 않으면 0으로 코딩되었고, Di,6는 응답자가 주어진 조사를 결혼한 지 6년 혹은 그보다 이후에 참여했다면 1, 그렇지 않으면 0으로 코딩되었다. 이 9개의 더미변수에 대한 기준 범주는 응답자가 주어진 조사를 결혼 3년 혹은 그보다 전에 참여한 경우이며, 더미변수의 계수는 기준 시점과 비교할 때 해당 더미변수가 나타내는 해의 삶의 만족도가 더 높아졌는지 혹은 낮아졌는지를 보여준다. αi는 시간에 따라 변화하지 않는 속성의 변수로, 고정효과 회귀모델에서는 조사 여부에 상관없이 모두 통제된다.

분석은 크게 세 단계로 이루어졌다. 분석에 사용된 변수들의 기술통계를 먼저 살펴본 뒤, 전체 응답자를 대상으로 관련 변수를 통제한 상태에서 결혼에 따른 삶의 만족도 변화 양상을 확인하였다. 이후에는 파동형 변수로 표현된 결혼과 각 조절변수의 상호작용항을 모델에 투입해 결혼과 삶의 만족도의 변화 양상이 성별, 학력 및 직업 동질혼 여부에 따라 달라지는지 살펴보았다. 본 연구에서 조절변수는 모두 시간에 따라 변하지 않는 속성을 갖는 것으로 가정했기 때문에, 고정효과 회귀모델에서는 조절변수 자체의 주효과는 추정되지 않고 상호작용효과만 추정된다(Allison, 2009). 개인이 여러 차례 관찰된 자료의 구조를 감안해 robust clustered 표준오차를 보고하였고, 종단자료 분석의 정확성을 위해 가중치를 적용하였다.

Ⅳ. 연구결과
1. 기술통계 결과

분석에 사용된 변수의 기술통계량은 <표 1>에 제시되어 있다. 최종 분석에는 응답자가 3 - 14차례 참여한 조사를 세로로 병합한 자료를 사용했지만, 시간에 따른 변수값의 변화를 개괄하고자 응답자가 첫 번째로 참여한 조사와 마지막으로 참여한 조사에서의 기술통계량도 함께 제시하였다. 먼저 횡단 자료에서 종속변수 및 독립변수의 기술통계량을 살펴보면, 543명의 응답자가 조사에 처음으로 참여했을 당시 삶의 만족도는 3.50점(SD = 0.49)이었고 모두 미혼이어서 해당 조사가 결혼 3년 혹은 그보다 전(516명, 95.03%)이거나 결혼 1년 전이라고 답하였다(9명, 1.66%). 마지막으로 참여한 조사에서의 삶의 만족도는 3.71점(SD = 0.44)이었고 모두 유배우자가 되어서 해당 조사는 결혼한 해이거나(39명, 7.18%) 결혼 6년 혹은 그 이후라고 답하였다(190명, 34.99%).

표 1. 
분석에 사용된 변수의 기술통계 (N = 543명 또는 6,149개 관측치)
횡단 자료(가로) 병합 자료(세로)
변수 첫 번째 조사 마지막 조사
종속변수
삶의 만족도 3.50(0.49) 3.71(0.44) 3.63(0.46)
독립변수
결혼 3년 혹은 그보다 전 516(95.03) 2,149(34.95)
결혼 2년 전 18(3.31) 513(8.34)
결혼 1년 전 9(1.66) 523(8.51)
결혼한 해 39(7.18) 543(8.83)
결혼 1년 후 54(9.94) 499(8.12)
결혼 2년 후 68(12.52) 446(7.25)
결혼 3년 후 66(12.52) 377(6.13)
결혼 4년 후 72(13.26) 312(5.07)
결혼 5년 후 54(9.94) 241(3.92)
결혼 6년 혹은 그 후 190(34.99) 546(8.88)
조절변수
남성 276(50.83) 3,022(49.15)
여성 267(49.17) 3,127(50.85)
학력 동질혼 335(61.69) 3,784(61.54)
학력 이질혼 208(38.31) 2,365(38.46)
직업 동질혼 138(25.41) 1,500(24.39)
직업 이질혼 405(74.59) 4,649(75.61)
통제변수
연령 25.76(4.78) 36.43(4.80) 31.20(5.57)
교육년수 13.21(1.90) 14.57(1.95) 14.20(1.94)
연간 경상소득 4.02(2.64) 7.41(5.71) 5.83(7.62)
비취업중 246(45.30) 133(24.49) 1,580(25.70)
취업중 297(54.70) 410(75.51) 4,569(74.30)
주관적 건강 4.28(0.69) 4.12(0.61) 4.20(0.63)
동거 자녀 없음 543(100.00) 160(29.47) 4,413(71.77)
동거 자녀 있음 - 383(70.53) 1,736(28.23)
주: 표에 제시된 숫자는 평균(표준편차) 혹은 사례수(%)이다.

이어서 횡단자료에서 조절변수의 기술통계 결과를 보면, 전체 응답자 중 남성은 276명(50.83%), 여성은 267명(49.17%)이었고, 학력 측면에서 배우자와 동질혼을 이룬 응답자는 335명(61.69%)으로, 이질혼을 이룬 응답자(208명, 38.31%)보다 많았다. 직업 측면에서 배우자와 동질혼을 이룬 응답자는 138명(25.41%)으로, 이질혼을 이룬 응답자(405명, 74.59%)보다 적었다. 직업 이질혼에 해당하는 응답자 중 약 40%(165명)는 본인과 배우자의 직업이 서로 다른 범주에 해당하여 이질혼으로 분류되었으며, 나머지 약 60%(240명)는 배우자나 본인 중 한 명이 결혼 당시 경제활동을 하지 않아서 이질혼으로 분류되었다. 이들의 대부분은 남성이 생계부양자 역할을 하는 외벌이 부부에 해당하였다(232명, 96.67%).

통제변수의 기술통계량을 살펴보면, 응답자가 처음으로 조사에 참여했을 당시 평균 25.76세(SD = 4.78), 교육년수는 13.21년(SD = 1.90), 연간 경상소득은 약 4,020만원(SD = 2,640만원)이었고 절반(297명, 54.70%) 정도가 일을 하고 있었다. 주관적 건강에 대한 평가는 4.28점(SD = 0.69)으로 높은 수준이었고, 동거하는 자녀는 없는 것으로 확인되었다. 마지막 조사에 참여했을 당시 응답자의 평균 연령은 36.43세(SD = .80), 교육년수는 14.57년(SD = 1.95), 연간 경상소득은 약 7,410만원(SD = 5,710만원)이었고, 대다수(410명, 75.51%)가 일을 하고 있었다. 주관적 건강에 대한 평가는 4.12점(SD = .61)로 여전히 높은 수준이었고, 대다수 응답자는 동거하는 자녀가 있는 것으로 확인되었다(383명, 70.53%).

응답자가 참여한 모든 조사를 세로로 병합한 자료는 총 6,149개의 관측치로 구성되어 있으며, 이 자료의 기술통계량은 <표 1>의 가장 오른쪽에 제시하였다. 삶의 만족도는 평균 3.63점(SD = 0.46)이었고, 결혼 3년 혹은 그보다 전에 보고된 관측치는 2,149개(34.95%), 결혼 2년 전에 보고된 관측치는 513개(8.34%), 결혼 1년 전에 보고된 관측치는 523개(8.51%)였다. 응답자가 결혼한 해 보고된 관측치는 543개(8.83%)였고, 결혼한 이듬해 보고된 관측치는 499개(8.12%), 2년 뒤에 보고된 관측치는 446개(7.25%)였다. 결혼 3년 뒤에 보고된 관측치는 377개(6.13%)였고, 결혼 4년 뒤에 보고된 관측치는 312개(5.07%), 5년 뒤에 보고된 관측치는 241개(3.92%), 결혼 6년 혹은 그보다 이후에 보고된 관측치는 546개(8.88%)였다. 횡단 자료의 분포와 유사하게 남성과 여성의 관측치 개수는 비슷했고, 학력 동질혼의 관측치(3,784개, 61.54%)가 학력 이질혼의 관측치(2,365개, 38.46%)보다 많았으며, 직업 동질혼의 관측치(1,500개, 24.39%)보다는 직업 이질혼의 관측치(4,649개, 75.61%)가 많았다. 통제변수의 분포를 살펴보면, 평균 연령은 31.20세(SD = 5.57), 교육년수는 14.20년(SD = 1.94) 연간 경상소득은 약 5,830만원(SD = 7,620만원)이었으며, 취업중으로 확인된 관측치(4,569개, 74.30%)가 다수를 차지했다. 주관적 건강에 대한 점수는 4.20점(SD = 0.63)이었고 동거하는 자녀가 있는 것으로 확인된 관측치는 전체의 28.23%(1,736개)이었다.

2. 결혼과 삶의 만족도 변화 양상 및 조절효과 분석 결과

결혼과 삶의 만족도 변화 양상 및 세 가지 변수의 조절효과를 고정효과 회귀모델을 통해 살펴본 결과는 <표 2>에 제시되어 있다. 첫 번째 모델에서는 관련 변수를 통제한 상태에서 결혼으로 삶의 만족도가 어떻게 변화하는지 살펴본 결과를 보여준다. 결혼 3년 혹은 그보다 전에 비해 결혼 1년 전부터 삶의 만족도가 유의하게 높아졌고(B = 0.10, p < .01) 결혼한 해에는 0.17점(p < .001), 이듬해에는 0.18점(p < .001) 높아졌다. 이 시점부터 결혼한 지 3년이 지난 시점까지 삶의 만족도가 소폭 하락하였으나(결혼한 지 2년 후: B = 0.15, p < .01; 결혼한 지 3년 후: B = 0.11, p = .05) 결혼 전 삶의 만족도보다는 유의하게 높았다. 이후 응답자의 삶의 만족도는 반등하였고(결혼한 지 4년 후: B = 0.14, p < .05) 결혼 6년 혹은 그 후까지 지속되었다(결혼한 지 5년 후: B = 0.21, p < .01; 결혼한 지 6년 혹은 그 후: B = 0.23, p < .01). 통제변수 중에서는 취업하지 않았을 때보다 취업 중이거나(B = 0.09, p < .001) 건강하다고 평가할수록(B = 0.11, p < .001) 삶의 만족도가 높아지는 반면, 동거하는 자녀가 생기게 되면 삶의 만족도는 하락하는 것으로 나타났다(B = -0.06, p < .05).

표 2. 
결혼과 삶의 만족도 변화 양상 및 조절효과 분석 결과
변수 모델1
B(S.E.)		 모델2
B(S.E.)		 모델3
B(S.E.)		 모델4
B(S.E.)
독립변수1)
결혼 2년 전 0.04(0.03) 0.04(0.03) 0.04(0.04) 0.04(0.03)
결혼 1년 전 0.10(0.03)** 0.08(0.04)* 0.07(0.04) 0.12(0.03)**
결혼한 해 0.17(0.04)*** 0.13(0.04)** 0.14(0.05)** 0.18(0.04)***
결혼 1년 후 0.18(0.04)*** 0.13(0.05)** 0.17(0.05)** 0.20(0.04)***
결혼 2년 후 0.15(0.05)** 0.13(0.05)* 0.12(0.05)* 0.15(0.05)**
결혼 3년 후 0.11(0.06)† 0.12(0.06)* 0.07(0.06) 0.13(0.06)*
결혼 4년 후 0.14(0.06)* 0.11(0.07) 0.17(0.07)* 0.18(0.06)**
결혼 5년 후 0.21(0.07)** 0.17(0.07)* 0.24(0.08)** 0.23(0.07)**
결혼 6년 혹은 그 후 0.23(0.08)** 0.24(0.08)** 0.25(0.09)** 0.25(0.08)**
통제변수
연령 0.01(0.01) 0.01(0.01) 0.01(0.01) 0.01(0.01)
교육년수 -0.01(0.01) –0.01(0.01) -0.01(0.01) -0.01(0.01)
연간 경상소득 -0.00(0.00) -0.00(0.00) -0.00(0.00) -0.00(0.00)
취업여부2) 0.09(0.02)*** 0.10(0.02)*** 0.08(0.02)*** 0.09(0.02)***
주관적 건강 0.11(0.01)*** 0.11(0.01)*** 0.11(0.01)*** 0.11(0.01)***
동거 자녀 유무3) -0.06(0.03)* -0.06(0.03)* -0.07(0.03)* -0.06(0.03)*
상호작용항
여성×결혼 2년 전 -0.01(0.05)
여성×결혼 1년 전 0.04(0.05)
여성×결혼한 해 0.09(0.05)*
여성×결혼 1년 후 0.11(0.05)*
여성×결혼 2년 후 0.06(0.05)
여성×결혼 3년 후 -0.03(0.06)
여성×결혼 4년 후 0.08(0.06)
여성×결혼 5년 후 0.09(0.06)
여성×결혼 6년 혹은 그 후 0.01(0.06)
학력 동질혼×결혼 2년 전 0.01(0.05)
학력 동질혼×결혼 1년 전 0.04(0.05)
학력 동질혼×결혼한 해 0.04(0.05)
학력 동질혼×결혼 1년 후 0.02(0.05)
학력 동질혼×결혼 2년 후 0.06(0.05)
학력 동질혼×결혼 3년 후 0.06(0.06)
학력 동질혼×결혼 4년 후 -0.04(0.06)
학력 동질혼×결혼 5년 후 -0.05(0.06)
학력 동질혼×결혼 6년 혹은 그 후 -0.02(0.06)
직업 동질혼×결혼 2년 전 -0.01(0.05)
직업 동질혼×결혼 1년 전 -0.08(0.05)
직업 동질혼×결혼한 해 -0.04(0.05)
직업 동질혼×결혼 1년 후 -0.07(0.05)
직업 동질혼×결혼 2년 후 0.01(0.06)
직업 동질혼×결혼 3년 후 -0.09(0.07)
직업 동질혼×결혼 4년 후 -0.13(0.06)*
직업 동질혼×결혼 5년 후 -0.10(0.07)
직업 동질혼×결혼 6년 혹은 그 후 -0.07(0.06)
상수 3.05(0.16)*** 3.08(0.17)*** 3.05(0.16)*** 3.05(0.16)***
F 15.36*** 10.50*** 10.47*** 10.61***
R2(within) 0.08 0.08 0.08 0.08
응답자 수 543 543 543 543
관측치 수 6,149 6,149 6,149 6,149
1) 기준범주: 결혼 3년 혹은 그보다 전; 2) 기준범주: 비취업중; 3) 기준범주: 동거 자녀 없음
† p < .10, * p < .05, ** p < .01, *** p < .001

<표 2>의 두 번째 모델에서는 상술한 결혼과 삶의 만족도 변화 양상이 성별에 의해 조절되는지 살펴본 결과를 보여준다. 성별은 조사년도에 따라 변화하지 않는 속성을 가지고 있기 때문에, 고정효과 회귀모델에서 성별 변수 자체의 효과는 추정되지 않고 성별과 파동형 변수로 표현된 결혼과의 상호작용항 계수의 크기와 방향, 통계적 유의성을 가지고 조절효과가 존재하는지 파악한다. 분석 결과, 결혼으로 삶의 만족도가 높아졌다가 다소 하락한 뒤 다시 높아지는 양상은 남성보다 여성에게서 더욱 두드러졌다. 결혼 3년 혹은 그보다 전에 보고된 삶의 만족도에 비해 결혼한 해에 보고된 삶의 만족도가 남성의 경우 0.13점(주효과 변수인 D결혼한 해의 계수) 높았다면, 여성의 경우에는 0.22점(주효과 변수인 D결혼한 해의 계수 0.13 + 상호작용항인 D여성×결혼한 해의 계수 0.09, p < .05) 높은 것으로 나타났다. 또한 결혼 3년 혹은 그보다 전에 보고된 삶의 만족도에 비해 결혼 이듬해에 보고된 삶의 만족도가 남성의 경우 0.13점(주효과 변수인 D결혼 1년 후의 계수) 높았다면, 여성의 경우에는 0.24점(주효과 변수인 D결혼 1년 후의 계수 0.13 + 상호작용항인 D여성×결혼 1년 후의 계수 0.11, p < .05) 높은 것으로 확인되었다.

결혼과 삶의 만족도 변화 양상이 학력 동질혼 여부에 의해 조절되는지 살펴본 모델(<표 2>의 모델3)에서는 유의한 상호작용을 확인할 수 없었지만, 직업 동질혼 여부에 의해 조절되는지 살펴본 모델(<표 2>의 모델4)에서는 한 개의 상호작용항이 유의한 것으로 나타났다. 결혼 3년 혹은 그보다 전에 보고된 삶의 만족도에 비해 결혼한 지 4년이 되는 해에 보고된 삶의 만족도가 직업 이질혼을 한 응답자의 경우 0.18(주효과 변수인 D결혼 4년 후의 계수) 높았다면, 직업 동질혼을 한 응답자의 경우 오히려 0.05점(주효과 변수인 D결혼 4년 후의 계수 0.18 + 상호작용항인 D직업 동질혼×결혼 4년 후의 계수 –0.13, p < .05) 낮아지는 것으로 확인되었다.

<표 2>의 주요 결과에 대한 이해를 돕기 위해 응답자의 연령, 교육년수, 연간 경상소득, 건강에 대한 주관적 평가가 평균에 해당하고 일을 하며 동거하는 자녀가 있다고 가정하고 결혼 전과 후의 삶의 만족도 예측값을 계산하여 <그림 1>로 제시하였다. <그림 1>의 첫 번째 그래프는 <표 2>의 첫 번째 모델 결과를 시각화한 것이다. 결혼 3년 혹은 그보다 전부터 삶의 만족도는 지속적으로 상승하여 결혼 이듬해에 가장 높았고, 이후 결혼 3년 뒤까지 다소 하락했다가 다시 높아지는 양상을 확인할 수 있다. <그림 1>의 두 번째 그래프는 <표 2>의 두 번째 모델 결과를 시각화한 것이다. 남녀 모두 결혼 3년 혹은 그보다 전부터 삶의 만족도가 높아졌다가 결혼 후 다소 하락한 뒤 다시 반등하는 양상을 보이나, 이는 남성보다 여성에게서 두드러짐을 확인할 수 있다. 결혼한 해와 그 이듬해 여성의 삶의 만족도는 같은 기간 동안 남성의 삶의 만족도보다 특히 크게 상승하여, 해당 시점에서 성별에 따른 삶의 만족도 차이가 통계적으로 유의했던 것으로 보인다. <표 2>의 마지막 모델 결과는 <그림 1>의 세 번째 그래프로 제시하였다. 결혼한 지 4년이 되는 해에 직업 동질혼을 한 응답자의 삶의 만족도는 결혼 전 수준과 비슷한 반면, 같은 시점에서 직업 이질혼을 한 응답자의 삶의 만족도는 이미 반등하는 추세에 있어 두 집단 간 삶의 만족도 차이가 유의하게 나타났음을 확인할 수 있다.


그림 1. 
기혼자의 결혼 전후 삶의 만족도 변화 양상 및 성별과 직업 동질혼의 조절효과

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구에서는 기혼자가 결혼하기 전 및 결혼한 후 보고한 삶의 만족도를 분석함으로써 결혼으로 인한 삶의 만족도 변화 양상이 어떠한지 그리고 이 두 변수의 관계가 성별과 학력 및 직업 동질혼 여부에 따라 달라지는지 살펴보았다. 이 연구문제에 답하기 위해 한국복지패널 제1차년도 조사부터 제14차년도 조사를 병합한 종단면자료에 고정효과 회귀모델을 적용하였다. 본 연구는 결혼이 삶의 만족도 변화에 미치는 실질적인 영향력을 파악하기 위해 결혼 전 보고된 삶의 만족도부터 분석에 포함하였고, 결혼의 영향력이 결혼 기간에 따라 일정하지 않을 수 있음을 감안해 이를 파동형 변수로 표현하였으며, 결혼이 삶의 만족도 변화에 미치는 영향에 대한 과도한 일반화를 경계하고자 조절변수를 탐색하여 선행연구의 한계를 보완하였다. 본 연구의 주요 결과를 논의하면 다음과 같다.

첫째, 기혼자의 삶의 만족도는 결혼 전부터 지속적으로 높아져 결혼 이듬해에 가장 높았고, 이후부터 결혼 3년 뒤까지 다소 하락했다가 다시 반등하는 양상으로 변화하였다. 결혼 후 보고된 삶의 만족도는 등락이 있기는 했지만 결혼 3년 혹은 그보다 전에 보고된 삶의 만족도보다 계속 통계적으로 유의하게 높은 수준을 유지했다는 점에서 이 결과는 결혼의 누적효과를 보여준 선행연구의 결과와 일치하였다(Grover & Helliwell, 2019; Kalmijn, 2017; Qari, 2014; Soons et al., 2009; Tao, 2019; Zimmermann & Easterlin, 2006). 특히 본 결과는 기혼자의 삶의 만족도를 위협하는 요인으로 알려진 자녀의 유무를 통제하고도(Balbo & Arpino, 2016) 결혼이라는 전이를 경험하면서 삶의 만족도가 높아짐을 밝혀, 전국 단위로 수집된 대표성있는 국내 자료로 사회적 인과 관점의 주장을 뒷받침했다는 의의가 있다.

둘째, 결혼으로 삶의 만족도가 변화하는 양상은 성별에 의해 다르게 나타났다. 결혼으로 삶의 만족도가 높아졌다가 약간 하락한 뒤 다시 높아지는 양상은 남성보다 여성에게서 더욱 두드러졌다. 자세히 살펴보면, 결혼한 해 및 그 이듬해의 삶의 만족도는 남성보다 여성에게서 높았고, 이렇게 높아진 결혼만족도는 남성보다 여성에게서 빨리 하락하는 양상을 보였다. 그러다보니 결혼만족도가 반등하는 시점도 남성보다 여성이 앞선 것을 확인할 수 있었다. 다만 성별에 따른 유의한 차이는 결혼한 해 및 그 이듬해에서만 나타났다. 이 결과는 결혼과 삶의 만족도 변화 양상이 남녀에게 비슷하게 나타난다는 선행연구(Kalmijn, 2017; Lucas & Clark, 2006; Zimmerman & Easterlin, 2006)나 결혼의 삶의 만족도 향상 효과가 남성보다 여성에게서 오래 지속된다는 연구(Tao, 2019)와 다르나, 결혼이 삶의 만족도를 높이는 정도가 남성보다 여성에게서 더 크다는 일부 연구(Grover & Helliwell, 2019; Tao, 2019)와 일치한다. 선행연구에서는 남편보다 아내가 결혼과 관련된 정서적인 변화를 잘 경험하고 이에 특히 높은 가치를 두는 경향(Wood et al., 1989) 때문에 성별이 결혼과 삶의 만족도 변화 양상을 조절하는 것이라 해석하였는데, 이는 본 연구의 결과에도 적용할 수 있는 것으로 보인다. 후속 연구에서 결혼이 신체적 건강이나 우울감 등 건강과 관련된 지표나 자아존중감 등 주관적 안녕감과 관련된 다른 지표에 미치는 영향에서도 성별에 따른 차이가 나타나는지 확인해 본다면, 남녀간의 어떠한 차이가 조절효과로 이어지는지 파악하는 데 도움이 될 것이다.

셋째, 결혼으로 삶의 만족도가 변화하는 양상은 학력 동질혼 여부에 의해 다르게 나타나지 않았다. 즉, 결혼으로 삶의 만족도가 높아졌다가 약간 하락한 뒤 다시 반등하는 양상은 학력 동질혼을 한 응답자와 학력 이질혼을 한 응답자에게서 비슷하게 나타난 것이다. 본 결과는 학력 등 사회경제적 자원이 다른 배우자와 결혼한 경우, 그렇지 않은 경우보다 삶의 만족도가 낮은 경향을 밝힌 국외 연구(Keizer & Komter, 2015; Stutzer & Frey, 2006)와 일치하지 않았다. 이와 같은 차이는 먼저 한국 사회에서 학력이 갖는 특수성 때문일 것이라 추론해볼 수 있다. 우리나라에서는 1985년 ‘중학교 의무교육 실시에 관한 규정’을 근거로 도서⋅벽지 중학교 1학년 학생부터 중학교 의무교육이 처음 실시되었고, 2000년대 초반까지 전 지역 및 전 학년을 대상으로 확대되면서 청년들의 교육수준이 크게 향상되었다(신윤정, 박신아, 2018). 2020년 경제협력개발기구가 발간한 통계자료에 따르면(Organisation for Economic Co-operation and Development; OECD, 2020) 2019년 우리나라 25-34세 청년 중 대졸자의 비중은 70%로 OECD 평균인 45%를 크게 상회하며 아이슬란드와 함께 최고 수준을 기록할 정도이다. 이렇게 대학졸업자의 규모가 구조적으로 늘어나다보니 모든 소득분위에서 학력 동질혼이 가장 많은 비중을 차지하거나(김성희, 전혜정, 2020) 학력 투자에 대한 이익 혹은 학력에서 파생되는 자원이 전보다 줄어드는 등 학력 동질혼의 의미가 다른 사회에 비해 많이 희석되었으리라 생각할 수 있다.

두 번째 이유는 본 연구에서 사용된 학력 범주에 있다. 본 연구에서는 고등학교 졸업 이하, 전문대학교 졸업, 대학교 졸업 이상 이렇게 세 가지 범주로 학력을 구분하였는데, 한국 사회에서는 대학교의 특성이 매우 다양하다보니 대학교 졸업 이상이라는 한 개의 범주에 고학력 동질혼을 한 응답자를 모두 포함시키는 것이 적합하지 않았을 수 있다. 본고에서는 자료의 한계로 시도하지 못했으나 응답자가 졸업한 대학교의 특성에 따라 좀 더 미시적으로 고학력 동질혼을 세분화한다면(Andrade & Thomsen, 2019) 학력 동질혼의 의미와 해당 변수가 결혼과 삶의 만족도 변화 양상의 관계에서 어떠한 역할을 하는지 명확하게 포착할 수 있었을 것이다.

넷째, 결혼으로 삶의 만족도가 변화하는 양상은 직업 동질혼 여부에 의해 다르게 나타났다. 결혼으로 삶의 만족도가 높아졌다가 약간 하락한 뒤 다시 반등하는 양상은 직업 이질혼을 한 응답자보다 직업 동질혼을 한 응답자에게서 더욱 약하게 나타났다. 직업 이질혼을 한 응답자에 비해 직업 동질혼을 한 응답자는 삶의 만족도가 다소 천천히 오르고 최고점도 낮은 편이었는데, 통계적으로 유의한 차이는 후자의 삶의 만족도가 결혼 전과 비슷한 수준으로 하락한 시점에서 전자의 삶의 만족도는 이미 반등하고 있었기에 나타났다. 이 때가 결혼한 지 4년 뒤인 시점이었고, 그 이후의 삶의 만족도 변화 양상에서는 직업 동질혼 여부에 따른 차이가 확인되지 않았다. 일반적으로 직장과 가정에서 다중역할을 감당하는 맞벌이 부부는 제한된 시간 자원 속에서 전략적으로 혹은 젠더화된 방식으로 언제, 얼마나 일을 하는지, 그리고 이를 개인이 얼마나 통제할 수 있는지와 같은 특성에 근거해 근로유형을 선택한다(권소영, 이재림, 2019). 따라서 부부의 직업이 동일하다 하더라도, 근로시간의 양, 근로시간대, 근로시간 유연성과 같은 특성은 다를 수 있고 이러한 차이는 임금과 같은 경제적 자원의 차이, 궁극적으로는 부부관계에서 힘의 비대칭으로 이어져 삶의 만족도에 부정적인 영향을 주었을 수 있다. 부부의 직업이나 상술한 지표가 모두 동일하다 하더라도, 가정생활을 위한 시간 배분이나 역할 분담에 대한 기대 및 실제 수행 정도는 동일하지 않다. 이러한 간극 역시 삶의 만족도에 부정적인 영향을 주었을 수 있다. 즉, 부부 직업의 유사성은 부부간의 평등을 기대 혹은 상징하나 이를 결혼 생활에서 현실화하기는 쉽지 않기에, 직업 이질혼을 한 응답자보다 직업 동질혼을 한 응답자에게서 결혼으로 인한 삶의 만족도 변화 양상이 약하게 나타난 것으로 추론해볼 수 있다.

한편, 본 연구에서 직업 이질혼을 한 응답자의 약 40%는 본인과 배우자가 모두 경제활동을 하지만 직업이 서로 다른 범주에 해당하는 경우였고, 나머지 약 60%는 본인이나 배우자가 경제활동을 하지 않는 경우였으며 이들 대부분은 남성 배우자가 경제활동을 하고 있는 남성 외벌이 부부였다. 즉, 이들은 결혼 당시 이미 전략적으로 혹은 젠더화된 방식으로 가정생활을 해 나가기 위해 맞벌이 여부 및 직업을 선택했을 가능성이 있다. 그렇다면 부부의 성별분업에 대한 암묵적인 이해와 지지가 널리 자리 잡은 한국 사회에서는(Brinton & Oh, 2019) 직업 측면의 이질성에 의해 본인이 부부관계에 가져오는 자원의 양이 다르다 할지라도 이와 같은 불균형이 반드시 삶의 만족도 하락으로 이어지지 않을 수 있다. 본 연구에서 직업 이질혼을 한 응답자의 결혼 후 삶의 만족도가 크게 하락하지 않은 점은 이와 같은 이유로 이해해볼 수 있을 것이다.

이상의 연구결과는 두 가지 의의를 갖는다. 첫째, 결혼을 하게 되면 사람들의 삶의 만족도는 점차 상승해 결혼 이듬해 가장 높았다가 결혼한 지 3년 정도 된 시점까지 하락한 뒤 이후 반등하는 양상을 밝힌 본 연구는 결혼으로 사람들의 삶의 만족도가 높아진다는 사회적 인과 관점의 주장을 국내 자료로 입증한 의의를 갖는다. 둘째, 이와 같은 변화 양상이 여성에게서 더 두드러짐을 밝힌 이 연구는 일부 미혼 여성들이 가지고 있는 결혼과 행복의 부정적 관계에 대한 우려(한국리서치, 2020)를 해소하는 데 적극적으로 활용될 수 있다는 의의가 있다. 우리나라의 혼인율은 2012년 이후부터 꾸준히 하락하는 추세에 있고(통계청, 2020c) 앞으로도 하락세가 지속될 것으로 예상되기에, 본 연구결과를 활용해 결혼과 삶의 만족 혹은 행복의 정적 관계에 대한 근거 없는 오해를 불식시킨다면 혼인율 감소세 완화에 다소 도움이 될 것이다. 다만 성별뿐만 아니라 직업 동질혼 여부에 따라 결혼이 삶의 만족도를 향상시키는 양상이 달라질 수 있기 때문에, 무조건적인 결혼 장려는 능사가 아님을 주지할 필요가 있다.

마지막으로 본 연구의 한계점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 결혼할 당시 응답자와 배우자의 학력 및 직업 동질혼 여부가 조사년도에 따라 변화하지 않는 속성을 갖는 것으로 간주하였으나, 실제로는 그렇지 않을 수 있다. 결혼 후 학교로 돌아가 상급학교로 진학하거나 직업을 변경할 수 있지만, 자료의 한계로 이러한 변화를 본 연구에서 반영하지 못했다는 한계가 있다. 둘째, 본 연구는 결혼으로 삶의 만족도가 변화하는 평균적인 양상을 추정하는 데 국한하였다. 결혼 초기 4년 동안 결혼만족도가 꾸준히 하락하는 부부뿐만 아니라 높은 수준을 유지하거나 보통 수준을 유지하는 부부 등 다양한 집단이 있다는 것을 밝힌 선행연구(Lavner & Bradbury, 2010)를 볼 때, 결혼 전후 삶의 만족도 역시 다양한 궤적을 그리며 변화할 가능성을 고려하고 이를 분석해보는 후속 연구가 필요할 것이다. 셋째, 앞서 상술한 것처럼 본 연구에서 사용된 학력 및 직업 범주는 분석 자료나 사회문화적 배경의 차이로 인해 학력 및 직업 동질혼의 의미를 정확히 담아내지 못했다는 한계가 있다. 이와 같은 한계점에도 불구하고 본 연구는 전국 대표성을 갖춘 종단자료를 이용해서 결혼으로 사람들의 삶의 만족도가 높아지는 양상을 결혼 전과 후를 비교해 명료하게 밝혔다는 의의가 있다. 이와 같은 변화 양상이 성별이나 직업 동질혼에 따라 달라질 수 있음을 보여주며, 결혼과 삶의 만족도의 정적 관계에 대한 과도한 일반화를 경계할 수 있도록 했다는 의미도 있다. 향후에는 결혼이 신체적 및 정신적 건강 지표나 주관적 안녕감을 보여주는 다른 지표와 어떠한 관계가 있는지 탐색해보면서, 결혼으로 사람들의 삶이 어떻게 변화하는지 다각적으로 조명해보는 시도가 이어져야 할 것이다. 이를 통해 상술한 바와 같이 결혼과 삶의 만족 혹은 행불행에 대한 근거 없는 우려를 해소할 수 있기를 기대한다.

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