전체호

결혼불안정성(marital instability)은 결혼생활의 지속성을 예측 혹은 설명하는 다양한 개념들 가운데 하나이다(Huber & Spitze, 1980). 결혼불안정성은 결혼 상태를 설명하는 다른 개념들과는 달리, 이혼과 관련된 구체적인 생각과 행위들을 개념화한 변수로 가족(결혼생활) 해체의 문제를 가장 직접적으로 다루고 있는 개념이라고 할 수 있다(Becker, 1973). Booth, Johnson 그리고 Edwards(1983)는 결혼불안정성 측정을 위해 부부간의 정서적 상태, 부부간 정서교류, 그리고 부부 정서의 행동화 측면을 고려하였다. 구체적으로는 이혼에 대한 생각, 별거에 관한 대화, 이혼에 관한 대화, 주변 사람들과 이혼을 소재로 한 이야기, 이혼 상담, 이혼을 위한 변호사 상담, 이혼소송 준비, 이혼소송 등을 부부 불안정성을 측정하기 위한 행동으로 제시하였다. 이와 함께, 과거 3년간 이혼에 대해 생각해 본 경험 역시 결혼 불안정성을 예측하는 중요한 요소라고 설명하였다. 이와 같이 이혼과 관련된 직접적인 경험을 척도화하고 있으며, 결혼 지속성과는 부적인 상관관계를 보인다(Aldous, 1977).

결혼불안정성과 관련된 선행연구들을 살펴보면 다음과 같다. 먼저, 결혼불안정성 연구 초기에는 경제학적인 의사결정의 결과로 이혼을 설명하려는 노력이 있었다(Becker, Landes, & Michael, 1977). 즉, 이혼으로 발생하는 효용이 결혼으로부터 얻을 수 있는 효용보다 크다고 판단될 때 결혼불안정성이 높아진다고 설명한다. 예를 들면, 가계 수입, 연애 기간, 자녀의 유무 등은 결혼을 유지하는데서 얻는 효용성이 높을 때 결혼불안정성이 감소된다고 설명하였다. 반대로 가계소득 감소, 배우자간 문화적 배경의 차이 정도 등은 이혼의 효용성을 증가시키는 요소로, 결혼불안정성을 증가시킨다. 이에 더하여, 성역할에 대한 가치관의 차이, 가사분담 정도, 이혼이 자녀들에 미치게 될 영향, 그리고 이혼 후 받아들여야 할 현실에 대한 인식 역시 이혼 및 결혼의 효용성에 영향을 미치는 요인으로, 결혼불안정성과 관련이 있다고 설명한다(Bumpass & Rindfuss, 1979; Huber & Spitze, 1980).

다음으로, 정서적인 상호작용의 측면에서 결혼불안정성을 설명하는 접근이 있는데, 여기서는 부부가 느끼는 고립감, 부정적인 상호작용, 상호간의 거리감이 이혼으로 이어지는 중요한 예측요인으로 사용된다(Gottman & Levenson, 1992). 부부간의 정서적 상호작용은 배우자가 상대방에게 기대하는 역할, 그리고 구체적인 정서표현 행동을 통하여 이루어지는데, 만약, 정서적 표현이 부족하다고 느끼는 경우, 이혼에 대한 생각이 증가한다고 한다(Pasley et al., 2001). 또한, 배우자 상호간에 상대에 대한 배려(hospitality)가 높은 부부의 경우 매우 낮은 수준의 결혼불안정성을 보이는데, 이러한 배려는 구체적으로 관찰 가능한 행동으로 외면화하는 경향이 있다(Matthews, Wickrama & Conger, 1996).

이와 함께, 경제적 의사결정과 정서적 상호작용의 측면에서 개념화된 결혼불안정성은 다양한 변인들에 의하여 예측된다. 국내에 거주하는 부부들을 대상으로 한 연구에서 결혼불안정성은 경제적인 만족감 그리고 배우자와의 정서적인 상호작용에 의하여 영향을 받고 있다고 한다(현은민, 2007). 이 연구는 경제적인 만족감을 주요 변수로 고려함으로써 경제적 상태가 개인의 정서와 같은 수준에서 논의될 수 있도록 논의를 발전시켰다. 또한, 배우자 이외의 가족들과 상호작용 또한 결혼불안정성에 영향을 미치는 것으로 보고되었으며, 일상생활에서의 역할 수행에 대하여 갖고 있는 생각 역시 부부 간의 사이에 거리감과 상대방에 대한 부정적 정서를 매개로 결혼불안정성에 영향을 미치는 것으로 나타났다(Guilbert, Vacc, & Pasley, 2000; Katzev, Warner & Acock, 1994). 이와 같은 선행연구들을 통해 볼 때, 결혼불안정성 연구는 관련 변인들에 대한 탐색의 확대와 발견된 변인들을 통합적으로 고려하는 방향으로 진행되고 있다고 할 수 있다.

본 연구에서 결혼불안정성에 영향을 미치는 요인들로 일과 가정에서의 역할 갈등과 일로 인한 소진의 영향을 탐색한다. 기존의 연구들은 일과 가정 사이의 갈등 및 일에서의 소진이 결혼만족감과 같은 결혼지속성 관련 변인들에 영향을 주는 것으로 보고하고 있다(Allen, Herst, Bruck, & Sutton, 2000). 따라서, 일과 가정 사이의 갈등 및 일 소진이 결혼불안정성에 미치는 영향을 탐색하고, 이를 토대로 일과 관련된 변인들이 이혼과 가족해체에 미치는 영향에 대하여 유추해 볼 수 있을 것이다. 또한, 위에서 살펴본 바와 같이, 배우자 이외의 다른 가족과의 관계 역시 결혼불안정성에 영향을 미치는 주요한 변수로 고려될 수 있는데, 본 연구는 가족과의 관계를 통합적으로 설명하는 요인으로 가족 소속감을 연구모델에 포함시키고자 한다. 한편, 결혼불안정성을 측정하기 위한 도구로는 국내외 선행연구들에서 사용되는 Booth의 결혼불안정성 척도(Booth 등, 1983)를 사용함으로써 이전 연구들의 결과들과 비교하며 논의를 진행 할 수 있을 것으로 생각한다.

결혼생활을 지속하는 성인에게 있어서 두 가지 주요 인생과업은 일과 가정이라 할 수 있다. 그럼에도 불구하고, 일과 가정을 동시에 양립시키는 것이 언제나 가능한 것은 아니다(Netemeyer, Boles, & McMurrian, 1996). 일과 가정에서의 과업을 병행하는 과정에서 나타나는 문제 가운데 하나는 일과 가정 사이에 일어나는 갈등이다. 이는 직업만족도의 저하는 물론이고, 결혼에 대한 만족도에 대해서도 부정적인 영향을 끼치며, 또한 중년 성인들이 경험하는 우울감과 같은 심리적 문제들로 이어지기도 한다(Burke, 1988; Frone, Russell, & Cooper, 1992; Gutek, Searle, & Klepa, 1991). 한편, 과도한 직장 업무로 인해 직장에서 발생한 소진(job burnout)을 경험하기도 하는데, 이 역시 결혼생활에 부정적인 영향을 주는 것으로 보고되고 있다. 직장에서 혹은 일로 인해 높은 수준의 소진을 경험한 경우, 일상생활에서 더 많은 분노를 느끼게 되고, 가정 밖에서 보내는 시간이 늘어나고, 가사문제를 돌보지 않고, 동시에 결혼에 대한 불만족을 드러내는 경향이 증가한다(Jackson & Maslach, 1982). 이처럼 일과 가정 사이의 갈등 그리고 직장에서 경험하는 소진은 일과 가정에서의 역할 병행이 결혼생활의 어려움으로 이어진다는 공통점을 가지고 있다.

먼저, 일과 가정의 과업을 동시에 수행하는 데에서 오는 어려움 가운데 일과 가정 사이의 갈등과 관련된 선행연구들을 살펴보고자 한다. 일과 가정 사이에 일어나는 갈등은 개인이 수행하는 역할들 사이에 일어나는 갈등 가운데 하나로 연구되어 왔다(Greenhaus & Beutell, 1985). 개인에게 부여된 다양한 과업들은 책임감을 요구하게 되는데, 많은 과업들 가운데 특정 영역에 과도한 책임감을 가지게 되는 경우 다른 쪽의 과업을 수행하는 데에 방해 요소로 작용하게 된다(Katz & Kahn, 1978). 또한, 개인이 수행하는 역할에는 책임감 이외에도 다양한 의무가 기대되는데, 구체적으로는 역할에 대한 기대와 역할을 부여해 준 집단에 대한 헌신 등이 있다(Netemeyer et al., 1996). 이 때, 개인이 속한 여러 집단들로부터 요구되는 헌신과 기대들이 한 개인이 감당할 수 있는 역량을 넘어서게 되는 경우, 개인은 역할 수행을 위한 자신의 자원들 사이에 새로운 균형점을 찾을 필요가 있다. 만약, 이러한 한계를 인식하지 못하고 주어진 역할들을 조정하는 데 실패하는 상황에 이를 때, 개인은 역할 사이에 심각한 갈등을 경험하게 된다.

일과 가정 사이의 갈등은 그것을 경험하는 개인이 중점을 두는 역할에 따라 일-가정 갈등과 가정-일 갈등으로 구분될 수 있다(엄혜경 & 성상현, 2017; Greenhaus & Beutell, 1985). 먼저, 일-가정 갈등은 일을 수행하는 데 사용되는 시간적 제약이 가정에서의 역할을 수행하는데 방해가 되는 역할 간의 갈등이라고 정의할 수 있다. 일-가정 갈등 수준은 두 배우자 모두가 직장생활을 하는 경우 높아지는 경향이 있다(Higgins & Duxbury, 1992). 이는 현대 한국사회에서 맞벌이가 일반적인 가정생활형태로 수용 및 확대되는 상황에 비추어, 이전 세대보다 일-가정 갈등을 호소하는 사람들이 늘어날 수 있음을 의미한다(최수찬, 우종민, 박웅섭, 김상아, 2009). 반대로, 가정-일 갈등은 가정에서 요구되는 역할을 수행하는데서 오는 시간적 제약이 직장에서의 역할 수행을 방해하는 것으로 인식되는 역할 간의 갈등이라 할 수 있다. 일-가정 갈등과 가정-일 갈등의 차이는 균형을 이루어야 하는 두 개의 과업(일, 가정) 중에 어디에 더 초점을 맞추는가에 따라 다르게 나타날 수 있다. 일반적으로 일-가정 갈등과 가정-일 갈등은 가족의 경제에 많은 기여를 하는 배우자에게서 더 높은 수준으로 나타나는 경향이 있고 한다(장수정, 송다영, 김은지, 2009; Mennino, Rubin, & Brayfield, 2005). 일과 가정 사이의 균형을 맞추는 데 갈등을 겪는 경우, 직장에서 시간 사용의 유연성을 높여주는 방법을 통하여 개입할 수 있는 방법들이 제시되기도 한다(엄혜경 & 성상현, 2017).

일과 가정의 역할 수행에서 오는 갈등은 가정 및 결혼생활에 영향을 미친다. 먼저, 일과 가정에서의 역할 갈등은 가족에서의 역할에 대한 만족도를 낮출 수 있으며, 또한 일상생활에 대한 만족도에도 부정적인 영향 미친다(Allen et al., 2000). 또한, 일과 가정 사이의 갈등에 잘 대처하지 못하는 경우 가족이 처한 문제로부터 회복되는 정도에도 부정적인 영향을 미치는 것으로 보고되었다(한지수, 최연실, 2018). 한편, 직장에서 요구하는 과업에 대한 과도한 부담은 결혼생활의 질을 떨어뜨리는데 직접적인 영향을 주기도 한다(Foley & Powell, 1997; Obradović & Čudina-Ob radović, 2009). 일과 가정의 갈등을 많이 느낄수록 결혼생활에 대하여 부정적인 생각을 가질 수 있으며, 일과 가정 사이의 갈등이 심각해질수록 결혼만족도는 감소하는 것으로 보고되고 있다(Fuwa, 2014; Wu, Chang, & Zhuang, 2010).

일 소진(job burnout 혹은 work burnout)과 관련된 선행연구들을 살펴보고자 한다. 소진(burnout)은 다양한 영역에서 관찰될 수 있는데, 일과 가정의 부담이 증가하는 중년들에게는 자신의 일은 물론이고 가정 역시 소진의 장소가 될 수 있다(Burke & Richardson, 2000; Pines, Neal, Hammer, & Icekson, 2011). 일반적으로 소진은 정신적, 정서적, 그리고 육체적으로 고갈되어 있는 상태로 설명된다(Pines & Aronson, 1988). 정신적, 정서적 고갈은 개인들의 성취감을 저해하고 자신들의 고유성을 잃어버리도록 만드는 경향이 있다(Maslach & Leiter, 2008). 이러한 소진은 다른 사람을 돌보는 의무를 장기간 수행하는 사람들과 정서적인 반응을 지속적으로 해주어야하는 위치에 있는 사람들에게서 자주 관찰되는 현상이라고 보고된다(Freudenberger & Richelson, 1980). 이러한 설명들은 공통적으로 소진에 대하여 설명할 때, 감정적인 고갈이라는 문제가 수반되는 상태라는 점에 주목하고 있다(Richardsen & Burke, 1993).

일 소진에 대한 연구들은 직장에서 과업을 수행하는 개인들이 경험하는 소진의 원인으로 직장에서 겪는 다양한 부정적인 경험들을 지목한다(Maslach & Leiter, 2008). 먼저, 직장에서 겪는 부정적인 정서 경험이다. 일에서의 소진은 지나친 정서적 요구를 받게 되는 경우 발생할 가능성이 높아지는 것으로 보고된다(김유선, 김명소, 한영석, 2013). 이와 함께, 직장에서 의도치 않게 형성되는 타인과의 부정적인 관계 역시 소진의 원인이 될 수 있다. 개인들이 다른 사람들과의 관계에서 느끼는 정서적 어려움이 소진을 호소할 정도로 높은 수준의 스트레스를 유발할 수 있다(Pines et al., 2011). 한편, 직장에서의 정서적 소진은 신체화 증상으로 이어지기도 하는데, 소진이 직장에서의 과도한 요구와 건강상의 문제를 매개하는 형태로 나타날 수 있다(Schaufeli & Bakker, 2004).

일로부터 경험하는 소진은 결혼생활 및 가정생활에 영향을 미친다(Montgomery, Panagopolou, de Wildt, & Meenks, 2006). 일 소진은 가정의 정서적 분위기에 영향을 주게 되는데, 이러한 현상을 전이효과(spillover effect)라고 부른다(Crouter, 1984). 전이효과란 직장에서의 업무가 개인의 사고, 감정, 행동에 영향을 미치게 되어, 그 결과 가정을 비롯하여 직장 밖에서 경험하는 인간관계에도 영향을 미칠 수 있다는 이론적 접근이다(장은비, 2015; Crouter, 1984). 직장에서 소진을 경험하는 사람들의 경우, 가정으로 돌아와서도 소진의 상태를 배우자에게 나타내게 되고, 이는 배우자도 정서적 소진을 느끼도록 만들 수 있다(Burke & Greenglass, 2001). 일 소진의 경험은 자신을 비롯한 배우자와 가족을 지치게 만들고, 무력감을 느끼도록 만들게 된다(Bakker, Demerouti, & Schaufeli, 2005). 이처럼 직장에서 일을 수행하는 과정에서 얻게 되는 심리적 소진은 가족과 배우자와의 정서에도 부정적인 영향을 미치고 있는데, 이는 일 소진이 가정 및 결혼 생활을 지속성을 나타내는 변인에도 영향을 줄 수 있음을 의미한다.

본 연구에서는 직장에서 수행하는 업무가 가정에 미치는 영향을 살펴보려고 한다. 직장에서 역할이 가정에서의 역할과 갈등을 일으키는 경우 결혼불안정성에 영향을 미치는지 살펴보고, 또한 가족소속감에도 어떠한 변화를 가져오는지 탐색하고자 한다. 또한, 직장에서 경험하게 되는 소진이 결혼불안정성과 가족소속감에 주는 영향도 함께 살펴봄으로써, 일과 관련된 정서적 문제들로부터 가정과 부부생활이 받게 되는 영향에 대해 논의하고자 한다. 그리고 일과 가정 사이의 갈등은 Netemeyer 등(1996)의 일-가정 갈등 척도를 사용하여 측정하고, 일 소진 정도는 Pines(2011) 등의 연구에서 사용된 직업소진척도를 사용하여 측정하고자 한다.

소속감은 인간의 기본적인 욕구 가운데 하나로 이해될 수 있다. Baumeister와 Leary(1995)에 따르면, 개인이 사회적 관계를 형성하고 유지하는 양상은 개인 성격의 다양성과 개인이 속한 문화의 다양성이라는 맥락 속에서 나타나고, 그 가운데 개인들은 관계 형성을 통한 소속감의 욕구를 채우기 위해 부단히 노력하는 보편성을 보인다. 소속감의 욕구를 채우기 위하여 사람들은 타인 혹은 속한 조직 안에서 정서적인 유대를 유지하기 원하는데, 이러한 정서적인 유대는 개인의 생존을 좌우하는 조건이 되기도 하며, 동시에 생산적인 삶을 유지하는데 도움을 준다(Buss, 1991). 즉 개인을 소속감에 대한 동기를 가진 존재로 바라보는 것이다(Baumeister & Leary, 1995). 이러한 정의들을 볼 때, 개인을 타인과의 관계에 대한 동기를 가진 존재로 설명하는 소속감은 가족 속에서 개인을 이해하는데 유용한 개념적 틀을 제공한다고 할 수 있다. 개인의 삶과 소속감의 관계를 보여주는 연구들은 다음과 같다. 먼저, 사회관계망의 일원으로 편입되어 있는 것으로 자신의 상태를 인식하는 사람들은 그렇지 않는 사람들에 비하여 스트레스 수준이 낮게 나온다(Cohen & Wills, 1985). 소속감에 대한 욕구가 채워지지 않은 경우 개인은 높은 수준의 외로움과 함께 낮은 수준의 삶의 만족도를 보이게 된다(Mellor, Stokes, Firth, Hayashi, & Cummins, 2008). 또한, 소속감을 느끼는 정도가 높을수록 일상생활에 대한 만족도가 높아지는 것으로 보고되었으며, 낮은 소속감은 자아존중감에도 부정적인 영향을 미친다고 한다(Verhagen, Lodder, & Baumeister, 2018). 한편, 흥미로운 것은 소속감의 충족에 따라서 건강 상태도 영향을 받는 것으로 보고되었다. 소속감을 채우지 못하고 높은 수준의 외로움을 호소하는 개인들은 면역체계에 문제가 발생할 수 있는데, 소속감을 감소시키는 주요사건들에 이혼, 별거와 같은 결혼생활 문제들이 포함된다고 한다(Kiecolt-Glaser et al., 1984). 또 다른 연구에서는 행복한 결혼생활을 유지하며 소속감의 욕구를 충족하는 것으로 나타난 커플들은 심리적인 문제들을 호소하는 경우가 적은 것으로 나타났다(Lynch, 1977). 이처럼, 소속감은 개인의 건강문제, 정서적 상태 또한 결혼생활과 의미 있는 관련성을 보인다.

또한, 충분한 소속감을 느끼지 못하는 사람은 스스로 다른 사람들로부터 도움을 받을 수 없는 상태에 있다고 인식하게 되며, 자살과 같은 자기 파괴적인 선택을 하기도 한다(Joiner, 2007). 관련된 한국의 연구들에서도 충분한 소속감을 느끼지 못하는 사람들이 갖게 되는 자기파괴적 사고들에 대하여 보고하고 있다. 청소년, 대학생을 비롯한 20, 30대 성인, 노인들의 경우 공통적으로 소속감이 채워지지 않은 경우 자살사고를 보이게 될 위험성이 높아진다 보고된다(박수진, 김종남, 2018; 박희주, 김진숙, 2016; 하정미, 설연욱, 좌문경, 2010; 하정미, 송영지, 남희은, 2012). 또한 소속감이 낮은 사람들의 경우 높은 우울감으로 이어질 수 있다는 연구 결과가 소속감과 자살사고의 부적인 관계를 뒷받침되고 있다(강희양, 장은진, 2018). 이와 같이 소속감과 관련된 최근의 연구들은 세대를 가리지 않고 개인의 부정적인 정서, 사고 및 행동이 소속감의 결여로부터 영향을 받을 수 있다는 것을 보여주고 있다.

소속감 이론과 관련된 선행연구들을 통하여 결혼불안정성, 가정과 일 사이의 갈등, 일 소진 그리고 가족소속감의 관계에 대하여 다음과 같은 가설을 제안할 수 있다. 중년기 부모들이 유지하고 있는 결혼생활과 자녀양육은 소속감의 욕구를 채우는 데 결정적인 기여를 한다고 볼 수 있다(Baumeister & Leary, 1995). 배우자와 자녀들과의 지속적인 정서적 교류는 개인이 생산성을 유지하게 하고, 또한 자기파괴적 사고로부터 거리를 둘 수 있도록 소속감의 욕구를 채워나가는 토대가 된다(Joiner, 2005). 그럼에도 불구하고, 결혼생활과 자녀양육을 통해 얻어지는 가족소속감은 과도한 일로부터 위협을 받을 수 있다. 직장에서의 역할에 주어지는 일의 양이 과도해지는 경우, 배우자와 자녀와의 상호작용을 위한 시간과 심리적인 여유에 제약을 느끼게 될 수 있다(Obradović & Čudina-Ob radović, 2009). 또한, 일에서 경험하는 소진 역시 가족과 심리적인 유대를 강화시키려는 노력을 약화시킬 수 있다(Montgomery et. al., 2006). 직장에서 수행하는 일과 가정 사이의 갈등, 일에서 오는 소진은 모두 가족소속감을 약화시키는 요인으로 작용할 수 있다. 이에 더하여, 정서적 공동체인 가족에서의 소속감이 채워지지 않을 경우, 가족을 유지하려는 노력의 원동력을 잃을 수 있다(Pasley et al., 2001). 즉, 이혼과 관련된 사고와 행동이 증가할 수 있으며, 이는 결혼불안정성 증가를 의미한다. 본 연구에서는 일과 관련된 변인들이 결혼불안정성에 미치는 영향에서 이 경로를 매개하는 요인으로 가족소속감을 탐색하고자 한다.

본 연구는 조사 기관의 온라인 설문 조사를 통하여 연구 자료를 수집하였다. 연구에 참여하기 위하여 연구 참여자는 우선 연구 참여 동의 절차를 거쳤으며, 연구 주제와 설명을 숙지한 후 자발적으로 설문 조사에 참여하였고 소정의 보상을 받았다. 연구 대상은 중·고등학생 자녀가 있는 취업 중인 부모들이며, 자녀 중 한 명이라도 중·고등학생이 있다면 설문에 참여가 가능하였다. 그 결과 어머니 160명, 아버지 160명, 총 320명의 부모가 설문에 참여하였다. 연구참여자의 평균 나이는 46.03세였으며(SD = 2.88), 응답자 모두 현재 기혼상태로 나타났다. 현재의 혼인 기간 평균은 18.42년으로 나타났다(SD = 3.48). 연구참여자들의 주당 평균 일하는 시간은 42.69(SD = 16.19)로 나타났으며, 하루 평균 가사 노동 시간은 3.37(SD = 1.59)시간으로, 30분 미만이 44명(13.8%), 30분-1시간 미만이 61명(19.1%), 1-2시간 미만이 76명(23.8%), 2-3시간 미만이 58명(18.1%), 3-4시간 미만이 33명(10.3%), 4시간 이상이 48명(15%)로 나타났다. 또한 연구참여자의 총 자녀수는 평균 1.92(SD = .60)명으로 자녀 1명이라고 보고한 사람이 62명(20%), 2명이라고 보고한 사람이 222명(69.4%), 3명이라고 보고한 사람이 30명(9.4%), 4명이라고 보고한 사람이 3명(.9%), 5명이라고 보고한 사람이 1명(.3%)으로 나타났다. 중·고등학생 자녀수는 평균 1.35(SD = .50)로 나타났다.

일-가정 갈등, 가정-일 갈등, 일 소진이 결혼불안정성에 미치는 영향과 가족소속감의 매개효과를 분석하기 위하여 구조방정식 연구모형이 설정되었다. 구조방정식 모형의 검증을 위해서 MPlus 8 버전이 사용되었고(Muthén & Muthén, 1998-2016), 평균, 상관관계 등의 기초 통계분석은 SPSS 23.0을 활용하여 분석하였다. 문항묶음을 이용한 잠재변인을 사용하였다. 문항묶음(item parceling)을 사용할 수 있는 전제조건은 묶음의 일차원성(unidimensionality)이며, 이 경우 어떤 방법으로 문항묶음을 만들어도 추정 결과에 큰 차이가 없다(이지현, 김수영, 2016; Matsunaga, 2008). 본 연구에서 사용된 척도 및 하위척도는 단일차원척도(unidimensional)로 확인되었고, 이에 문항묶음을 사용하였다. Little, Rhemtulla, Gibson, 그리고 Schoemann(2013)과 Matsunaga(2008)의 권장사항을 바탕으로 요인 당 세 개의 문항묶음 사용하였고, 요인 알고리즘(factorial algorithm)을 사용하여 문항을 묶었다. 요인 알고리즘은 요인분석을 실시하여 요인부하가 큰 문항과 작은 문항을 묶는 방식으로, 비슷한 묶음들을 만들 수 있어 고유분산의 분배를 더 정확히 달성할 수 있다(이지현, 김수영, 2016). 결측치 문제를 해결하기 위하여 데이터를 최대한 활용하여 결측치를 다루는 방법인 Maximum Likelihood(ML) 방법이 이용되었다(Baraldi & Enders, 2010). 데이터 분포가 정규성을 보이는지 확인하기 위하여 왜도값과 첨도값 분석을 하였다. 왜도값이 +/-3 이내, 첨도값이 +/-10 이내로 나타나면 정규성을 보인 것으로 간주된다(Kline, 2010). 또한, 예측변인들 사이에 다중공선성(multicollinearity) 문제가 있는지 검증하기 위하여 예측변인들 사이의 회귀분석을 차례대로 실시하여 VIF지수를 확인하는데, VIF지수가 모두 4보다 낮게 나타나면 다중공선성 문제가 없는 것으로 간주할 수 있다(Hair, Black, Babin, & Anderson, 2010). 또한 사회인구학적 변인을 통제하기 위하여 통제변인으로 나이, 결혼기간, 근로시간을 추가하였다.

우선 각 잠재변인이 잘 설명되었는지 검증하기 위하여 측정모형을 검증하였다(그림1). 측정모형이 좋은 적합도를 가지고 있음을 확인한 후, 구조모형(그림2)을 검증하였다. 모형 적합도를 판단하기 위하여 χ², Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index(TLI), Root Mean Square Error of Approximation(RMSEA), Standardized Root Mean Residual(SRMR)을 활용하였다(Hu & Bentler, 1999). χ²는 표본 크기에 민감하다고 보고되기 때문에 이에 전적으로 의존하지 않고 다른 적합도 평가를 위주로 모형 적합도를 판단하였다(Hoyle & Panter, 1995). CFI와 TLI는 .90이상으로 1에 가까울수록 좋은 적합도로 해석하고, RMSEA와 SRMR은 .08이하로 0에 가까울수록 좋은 적합도로 해석할 수 있다(Hu & Bentler, 1999). 매개효과 검증으로 매개 경로의 유의성은 붓스트랩(n = 10,000)에 의해서 계산된 95% 혹은 99% 신뢰구간을 통하여 검증하였다. 이 신뢰구간이 0을 포함하지 않으면 매개효과가 유의미하다고 판단할 수 있다(MacKinnon, 2008).

그림 1. 
측정모형

Note. 따로 표시되어있는 경우를 제외하고 모든 계수는 p 수준 .001에서 유의함.

그림 2. 
연구최종모형

* p < .05, ** p < .01, *** p < .001.

우선 자료의 정규성을 검증하기 위하여 왜도값과 첨도값 분석을 한 결과 왜도값이 +/-3 이내, 첨도값이 +/-10 이내로 나타나 데이터 분포가 정규성을 보인 것으로 나타났다. 또한, 예측변인들 사이에 다중공선성(multicollenearity) 문제가 있는지 검증하기 위하여 VIF지수를 확인한 결과 모두 2.5보다 낮게 나타나 다중공선성 문제가 없는 것으로 나타났다. 각 변인들 묶음문항의 평균과 표준편차는 <표 1>에서 확인할 수 있다. <표 1>에 나타났듯이 연구모형에 사용된 변인들은 모두 유의미한 상관관계가 있는 것으로 확인되었다. 특히 종속변인인 결혼불안정성은 예측변인인 일-가정 갈등, 가정-일 갈등, 일 소진과는 정적인 상관을, 매개변인인 가족소속감과는 부적인 상관을 나타냈다.

묶음문항이 각각의 잠재변인을 잘 측정하는지 알아보기 위하여 우선 측정모형(measurement model)을 검증하였다. 그 결과 측정모형은 좋은 모형적합도를 나타냈다(χ²(df = 119, N = 320) = 178.204. p < .001, RMSEA = .045 (90% C. I. = .031, .058), CFI = .983, TLI = .979, SRMR = .039). <그림 1>에 나타났듯이 일-가정 갈등과 가족소속감의 p 수준이 .01에서 유의한 것을 제외하고는 모든 관계가 .001 수준에서 유의미하였다. 각 묶음문항들이 잠재변인을 잘 설명한다고 검증되었기 때문에, 연구모형 검증 단계를 진행하였다.

모형검증단계에서 가장 유의미하지 않은 경로부터 순서대로 하나씩 제거하였고, 기저모형과 경쟁모형 모두 좋은 모형적합도를 나타냈다. 따라서 간명성 원칙에 따라 유의미한 경로만 남은 구조모형(그림 2)이 최종모형으로 선정되었고, 최종모형도 역시 좋은 적합도를 나타냈다(χ²(df = 120, N = 320) = 178.905. p < .001, RMSEA = .045(90% C. I. = .030, .058), CFI = .983, TLI = .979, SRMR = .039).

<그림 2>에서와 같이 최종연구모형에서 유의미한 경로들을 확인할 수 있었다. 통제변인으로 넣었던 나이, 결혼기간, 근로시간은 가족소속감이나 결혼불안정성에 통계적으로 유의미한 영향을 주지 않았다. 주요 결과를 살펴보면, 우선 가정-일 갈등과 일 소진은 결혼불안정성을 예측하였다(가정-일 갈등: β = .20, p < .01, 일 소진: β = .18, p < .01). 가정을 챙기느라 일에 방해를 받는다고 지각하는 경우 결혼불안정성이 높아질 수 있음을 의미한다. 또한 일로 인해 많이 소진이 된 경우 결혼불안정성도 높아질 수 있음을 의미한다. 하지만, 일-가정 갈등은 결혼불안정성에 유의미한 영향을 미치지 않았다. 최종연구모형에서 매개변인으로 사용되었던 가족소속감은 종속변인인 결혼불안정성에 유의미한 영향을 주는 것으로 나타났다(β = -.48, p < .001). 중년기 성인이 가족에 소속되어 있다고 느낄수록 결혼불안정성은 낮아지는 것으로 나타났다.

또한, 가정-일 갈등, 일-가정 갈등, 일 소진 모두 가족소속감에 영향을 주는 것으로 나타났다. 가정-일 갈등과 일 소진을 가족소속감에 부정적인 영향을 주었다(가정-일 갈등: β = -.33, p < .01, 일 소진: β = -.34, p < .001). 가정 때문에 일에 방해를 받는다고 지각하는 것이 가족소속감을 느끼는 데 부적인 영향을 주었고, 일로 인해 소진된 상태 역시 가족소속감에 부정적인 영향을 주었다고 볼 수 있다. 반면 일-가정 갈등은 가족소속감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β = .27, p < .05). 일 때문에 가정에 방해를 받는다고 지각하는 것은 가족소속감과 관련되었다고 볼 수 있다.

연구최종모형에서 유의미한 경로들을 살펴 본 결과 3개의 매개경로를 찾을 수 있었다. 이 매개효과를 붓스트랩을 통하여 검증한 결과, <표 2>에 나타난 것과 같이 신뢰도 구간에 0을 포함하지 않아 매개경로가 유의미하다고 나타났다. 가정-일 갈등-가족소속감-결혼불안정성의 매개경로의 경우 99%의 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아 매개효과가 유의한 것으로 나타났다(95% C. I. = [.011, .268]). 즉, 가정-일 갈등이 높을수록 즉 가정 때문에 일에 한계를 느끼는 경우에는 가족소 속감은 낮아지는 경향을 보였으며, 가족소속감이 낮을수록 결혼불안정성을 높아지는 경향성을 나타냈다. 일-가정 갈등-가족소속감-결혼불안정성의 매개경로 역시 99의 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아 매개효과가 유의한 것으로 나타났다(99% C. I. = [-.278, -.016]). 즉, 일-가정 갈등이 높을수록 가족소속감도 높아지는 경향을 보였으며, 가족소속감이 높을수록 결혼불안정성을 낮아지는 경향성을 나타냈다. 일 소진-가족소속감-결혼불안정성의 매개경로(99% C. I. = [.047, .250]) 역시 신뢰구간에 0을 포함하지 않아 유의미한 매개경로가 검증되었다. 즉, 일 때문에 심리적 소진을 경험할수록 가족소속감은 낮아졌으며, 가족소속감이 낮아질수록 결혼불안정성은 높아지는 것으로 나타났다.