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가정과삶의질연구(Journal of Families and Better Life) - Vol. 43, No. 3
[Paper List]

[ Article ]
Journal of Families and Better Life - Vol. 43, No. 3, pp. 139-159
Abbreviation: JKHMAJFBL
ISSN: 2765-1932 (Print) 2765-2432 (Online)
Print publication date 30 Sep 2025
Received 08 Jan 2025 Revised 23 Jul 2025 Accepted 23 Sep 2025
DOI: https://doi.org/10.7466/JFBL.2025.43.3.139

맞벌이 부부의 가계소득만족도와 부부관계만족도의 관계: 쌍자료를 이용한 자기효과와 상대방효과 탐색
김미라1 ; 홍은실2, * ; 서유현3

The Relationship between Household Income Satisfaction and Spousal Relationship Satisfaction in Dual-Income Couples
Mi-Ra Kim1 ; Eun-Sil Hong2, * ; Yu-Hyeon Seo3
1Department of Family Environment and Welfare, Chonnam National University, Lecturer
2Department of Family Environment and Welfare, Chonnam National University, Professor
3Department of Family Environment and Welfare, Chonnam National University, Doctoral Candidate
Correspondence to : *Eun-Sil Hong, Department of Family Environment and Welfare, Chonnam National University, 77 Yongbong-ro, Buk-gu, Gwangju 61186, Rep. of Korea, Tel: +82-62-530-1325 Email: esmail@jnu.ac.kr

초록

본 연구는 맞벌이 부부가 지각하는 가계소득 만족도가 부부관계 만족도에 미치는 영향을 세대별로 분석하고, 이를 통해 복지정책의 방향을 제안하기 위해, 한국복지패널조사 18차 자료에서 1,300쌍의 맞벌이 부부 쌍 데이터를 활용하여 자기-상대방 상호의존 모형(APIM)을 검증하였다.

분석결과, 가계소득 만족도와 부부관계 만족도 모두 남편과 아내가 비교적 만족하는 것으로 나타났으며 세대가 높아질수록 감소하는 경향을 보였다. 또한 아내의 부부관계 만족도는 가계소득에 대한 본인의 지각에만 영향을 받았지만(자기효과), 남편은 자기효과와 상대방효과가 모두 유의하였다. 특히, 청년세대와 노년세대는 남편과 아내 모두 자기효과가 유의하였고, 중년세대는 아내는 자기효과, 남편은 자기효과와 상대방효과가 모두 유의하였다. 이러한 결과는 맞벌이 부부의 관계만족도를 향상시키기 위한 정책에서 성별, 세대별 차이를 모두 고려해야 하며, 특히 여성 노인을 위한 맞춤형 지원이 보다 효과적임을 시사한다.

Abstract

This study examined the influence of perceived household income satisfaction on spousal relationship satisfaction among dual-income couples, with a focus on generational differences. Dyadic data from 1,300 dual-income couples in the 18th wave of the Korean Welfare Panel Study (KOWEPS) were analyzed using the Actor–Partner Interdependence Model (APIM).

Findings indicated that both husbands and wives reported relatively high levels of satisfaction with household income and marital relationships, though younger generations tended to show lower levels. For wives, marital satisfaction was influenced only by their own perception of household income satisfaction (actor effect). In contrast, husbands’ marital satisfaction was significantly affected by both their own perceptions (actor effect) and their wives’ perceptions (partner effect).

Generational analysis revealed that both husbands and wives exhibited significant actor effects in the younger and older generations. However, in the middle-aged generation, only wives showed an actor effect, while husbands demonstrated both actor and partner effects. These results underscore the importance of considering both gender and generational differences when developing policies to promote spousal relationship satisfaction among dual-income couples. In particular, targeted support for older women may serve as an effective policy direction for enhancing family welfare.

Keywords: dual income, household income satisfaction, spousal relationship satisfaction, actor effect, partner effect
키워드: 맞벌이, 가계소득만족도, 부부관계만족도, 자기효과, 상대방효과
I. 서 론

현대 자본주의 사회에서 일상적인 삶을 영위하기 위해 일정 규모 이상의 소득은 필수적이다. 이에 따라 그동안 ‘소득이 많을수록 행복한가’라는 질문에 대한 답을 찾기 위하여 소득과 만족의 관계를 다룬 다양한 연구들이 수행되어 왔지만, 아직까지 일관된 결론에는 도달하지 못하였으며 관련 논의가 계속되고 있다.

한편 남편이 소득을 벌어들이고 아내는 가사노동을 전담하는 전통적인 남성생계부양자모델은 고정된 성역할 인식뿐만 아니라 여성의 교육수준과 경제력이 남성에 비해 상대적으로 낮았던 사회구조적인 문제에 기인하였다. 그러나 여성의 교육수준이 지속적으로 향상됨에 따라 여성의 경제활동 참여율이 증가하고 있다. 통계청(2024) 자료에 따르면, 2024년 기준 여성의 경제활동 참여율은 57.2%로 남성의 71.3%보다는 낮으나, 이는 2010년의 약 50.9%에서 6.3%포인트 증가한 것이며, 또한 경제활동에 참여하고 있는 여성의 경제력 또한 18∼65세 근로연령 인구의 연평균 균등화소득1)이 2022년 4,559만원으로, 4,623만원인 남성과 비교할 때 큰 차이를 보이지 않았다.

이러한 사회구조적인 변화는 가족의 구조와 역할분담 등 다양한 방식으로 가족 형태에 영향을 미치고 있다. 즉 높아진 생활수준을 유지하기 위하여 부부 모두 경제활동에 참여하는 추세 속에서, 전국의 맞벌이 가구 비율이 2011년 44.6% 에서 2023년 48.2%로 지속적으로 증가하고 있으며(통계청, 2024), 전통적으로 남편의 역할로 여겨지던 생계부양의 의무를 아내와 공유하며, 아내의 역할로 여겨져 오던 자녀양육과 가사노동을 남편과 분담하거나 외부의 도움을 받는 등 부부 간의 역할 분담이 변화하고 있다(김미라, 홍은실, 2021).

자원이론(Resource Theory)에 따르면 개인이 상대에 비해 더 많은 자원을 보유한 경우, 상호관계 내에서 더 큰 영향력을 행사할 수 있다(이영숙, 박경란, 2010). 맞벌이 부부의 경우 가족생활의 최종목표인 보다 나은 생활의 질을 달성하는데 필요한 자원을 더 많이 소유한 측이 가족의 문제해결에 있어서 더 큰 협상력을 가질 것이다. 그러나 과거에 비해 가정의 목표달성에 필요한 경제적 자원에 대해 여성의 기여가 많아지고 있음에도 불구하고, 맞벌이 부부 중 남편의 가사노동참여는 하루 평균 54분으로 부인의 3시간 7분에 비하여 약 1/3 수준에도 미치지 못하며, 이는 외벌이 부부의 경우와도 큰 차이가 없다(통계청, 2019). 이로 인해 맞벌이 여성은 일과 가정의 이중부담을 경험하게 되며, 이에 대한 다양한 연구와 정책적인 대응이 이루어지고 있으나, 아직도 근본적인 해결은 이루어지지 않은 상황이다.

실제로 국가나 문화의 차이에 상관없이 기혼여성의 결혼만족도는 기혼남성의 결혼만족도에 비해 전반적으로 낮게 나타나고 있으며, 특히 우리나라 부부의 결혼만족도에 있어서 성별 격차는 매우 큰 편이다(이윤석, 2012). 부부가 기초 단위가 되는 가정에서 부부관계에 대해 얼마나 만족하는가는 남편과 아내 각 개인의 삶뿐만 아니라 건강한 가정의 형성과 유지에도 기본적인 요소이다. 한 가정을 이루고 있는 부부는 서로 영향을 주고 받는 관계에 있으므로 남편과 아내의 부부관계만족도는 상관이 높겠지만, 각기 다른 환경에서 일하는 맞벌이 남편과 아내가 경험하는 가정 및 사회적인 맥락이 다르며, 부부관계에 대해 기대하는 바도 다르고, 따라서 부부관계만족도에 대한 지각도 다를 수 있다. 실제로 남편에 비해 아내가 더 환경에 예민하고 스트레스를 받을 가능성이 높다는 보고가 있다(Saxbe & Repetti, 2010).

그동안 부부관계만족도에 대한 연구는 가족학 외에도 여성학, 심리학, 인구학 등 다양한 학문 분야에서 이루어지고 있다(김미령, 2011; 원수경 외, 2016; 이여봉, 2010; 호술요, 2021). 그 중 부부관계만족도에 영향을 미치는 변인을 분석한 연구는 성별이나 연령 등 인구통계학적 특성과 성격이나 우울과 같은 심리적 특성, 취업여부, 정규직여부, 근로시간 그리고 소득과 지출, 자산과 부채비율 등의 일 및 경제적 특성 등 다양한 변인들을 포함하고 있으며, 특히 경제적 특성 변인을 다루고 있는 연구에서는 대부분 월평균 가계소득이나 월평균 지출, 금융자산, 유형자산 등의 객관적인 변인들을 이용하고 있다(김미라, 홍은실, 2021).

그러나 남편과 아내 각자가 상호작용하는 준거집단이 다르고, 이에 따라 가계소득에 대하여 기대하거나 이를 경험하는 방식에서도 차이를 보일 수 있다. 이로 인해 객관적인 소득 수준이 유사한 경우에도 가족이 처한 환경과 맥락에 따라 경제적 상황에 대한 인식과 주관적인 소득만족도는 다를 수 있다. 즉, 객관적으로 부유한 경우라도 경제적으로 불안감을 느끼는 경우가 존재하는 등 객관적인 소득 수준이 유사한 집단 내에서도 가족이 처한 환경과 맥락에 따라 주관적인 소득만족도는 각기 다를 수 있다.

실제로, 소득에 대한 인식이나 재정 만족도와 같은 주관적인 경제적 변인이 결혼만족도나 삶의 만족도에 정적 영향을 미치는 것으로 보고되고 있으며(Archuleta et al., 2011; Jackson et al., 2017), 특히 맞벌이 여성의 결혼만족도에 대해 객관적인 경제적 변인보다 주관적인 경제적 변인의 영향력이 더 큰 것으로 보고되고 있다(김미라 외, 2020). 또한 박종선과 황덕순(2015)은 삶의 만족도가 절대적인 가계소득에 의해 결정되기보다 상대적인 비교와 상호의존적 관계 속에서 형성되므로 경제적 특성에 대한 상대적 접근이 필요하다고 주장하였다. 따라서 부부관계만족도에 영향을 미치는 경제적 특성 변인들을 분석할 때는 객관적인 수치에 더하여 경제적 상태에 대한 인식이나 주관적인 만족도를 함께 고려할 필요가 있다.

또한 과거에는 많은 연구들이 부부관계만족도가 연령 및 가족생활주기에 따라 젊은 세대의 경우 높았다가 시간의 흐름에 따라 감소하며 인생 후기에는 다시 증가함을 의미하는 U자형으로 변화한다고 보고하였으나, 최근에는 연령이 증가할수록 지속적으로 감소하는 부적인 관계에 있다고 보고되고 있다(김미라, 홍은실, 2021). 즉 남편과 아내의 부부관계만족도가 젊은 세대일수록 높고 나이가 들수록 감소하며 다시 회복되지 않는다는 것이다. 그런데 이러한 연령이나 세대에 따른 부부관계만족도의 차이는 전통적인 성역할에 대한 사회적 인식이나 여성의 경제활동에 대한 사회적 허용도, 그리고 성평등 수준 등에 따라 국가별로 차이가 있으며, 우리나라는 여성의 경제활동 참가율은 높아지고 있지만 성별 분업에 대한 전통적인 가치관은 어느 정도 남아 있고, 일-가정 양립에 대한 사회적 지원도 늘어나고 있지만 여전히 부족한 과도기적 상태로서, 연령이나 세대에 따른 영향이 유의하지 않다는 보고도 있다(송유진, 2022).

한편 이러한 부부관계만족도 연구는 대부분 여성을 대상으로 수행되었으나, 남성이나 부부를 대상으로 하는 경우도 늘어나고 있다(송유진, 2022). 맞벌이 부부의 가계소득에 대해 남편과 아내 어느 한 편의 만족정도가 배우자의 만족정도와는 차이가 있을 수 있는데, 부부관계 속에서 끊임없이 영향을 주고받는 상호의존성을 고려할 때, 남편이나 아내 어느 한 편의 가계소득에 대한 만족이 자신의 부부관계만족에 영향을 미칠 뿐만 아니라 배우자의 부부관계만족에도 영향을 미칠 것이라고 기대할 수 있을 것이다. 이때 남편과 아내의 부부관계만족도를 각각 분리하여 측정하는 방식은 통계적으로 유의한 결과가 실제로는 방법론적 오류로 인한 것일 수 있기 때문에, 맞벌이 부부의 부부관계만족도를 파악하고자 하는 연구는 개인 변인이 본인에게 미치는 영향과 배우자에게 미치는 영향을 동시에 파악할 수 있는 방법론을 적용할 필요가 있다.

이러한 배경 하에서 본 연구의 목적은 맞벌이 부부 쌍을 대상으로 가계소득만족에 대한 각자의 인식이 남편과 아내 각자의 부부관계만족도에 뿐만 아니라 상대 배우자의 부부관계만족도에 어떠한 영향을 미치는가를 분석하는 것이다. 즉 맞벌이 부부 쌍을 대상으로 가계소득에 대한 만족도와 부부관계에 대한 만족도와의 관계에 있어서 자기효과와 상대방효과를 분석하고자 하며, 이러한 영향이 사회적 가치관이나 기술적 환경 등에서 경험을 공유하는 세대별로 차이가 있는지도 파악하고자 한다.

이러한 연구는 앞으로 경제적 이유뿐만 아니라 사회문화적으로도 여성의 경제활동참가율은 더욱 더 증가할 것으로 예측되는바, 개인적인 차원에서 뿐만 아니라 가족 그리고 사회 전체의 생활의 질을 고양시키기 위하여 바람직한 가족생활을 도모하고 건강한 가족생활문화를 확산하기 위한 논의에 기초자료로 활용될 수 있을 것이다.

Ⅱ. 이론적 배경
1. 부부관계만족도

부부관계는 가족 체계 내에서 핵심적인 요소로 특히 현대 사회에서 부부 체계는 더욱 강조되고 있다. 핵가족 문화가 보편화되고 2인 소득자 모델인 맞벌이 가구가 증가하고 있기에 부부관계와 부부를 둘러싼 환경을 연구하는 것은 매우 중요하다고 할 수 있다(최철환, 배호중, 2021).

불만족한 부부관계는 갈등, 불화, 이혼 등으로 이어질 수 있으며, 개인의 전반적인 행복, 신체적 건강, 자녀 등에 중요한 영향을 미친다. 연구에 따르면 부부간 높은 만족도는 정신적 안녕과 긍정적인 생활 태도에 기여하고, 부부 간의 갈등과 불만족은 신체 건강에 부정적인 영향을 미칠 수 있다(Gagnon et al., 1999; Levenson et al., 1993; South & Krueger, 2013). Levenson et al.(1993)은 만족스럽지 않은 결혼 생활은 정신적, 신체적 건강 문제에 영향을 미치며, 특히 남성보다 여성에게 더 큰 영향을 준다고 하였다. South와 Krueger(2013)는 부부관계만족도가 신체 건강에 미치는 영향을 연구하여 높은 부부관계만족도의 중요성을 강조하였다. 또한 부부관계만족도는 정신적 안녕과 긍정적인 생활 태도에 영향을 주며, 나아가 순간적인 행복감과 전체적인 삶의 만족도와도 밀접한 관련이 있다(Carr et al., 2014; Gagnon et al., 1999).

또한 부모의 부부관계만족도나 부모의 갈등은 유아의 발달에도 영향을 미치며(Grych & Fincham, 1990), 부부관계는 가족건강성에도 영향을 미친다(박형원, 2015). Dobrowolska et al.(2020)은 전 세계적으로 부부관계만족도가 개인과 관계의 행복에 미치는 영향을 분석하였다. 아내를 대상으로 부부관계만족도를 파악한 연구들은 부부관계만족도가 아내의 긍정적 또는 부정적 정서에 영향을 미치며(김진경, 2015; 조숙 외, 2015; 차근영 외, 2017), 구체적으로 아내의 부부관계만족도가 높을 때 심리적으로 안정감을 느끼며(차근영 외, 2017), 우울이 감소하는 것으로 나타났다(김진경, 2015).

부부 간 관계의 질을 평가하고 분석하는 많은 연구들은 주로 부부관계만족도나 결혼만족도를 측정한다. 부부관계만족도는 부부 간의 개인적 관계와 상호작용에 초점을 맞추며 남편과 아내 사이의 친밀감, 의사소통의 질, 정서적 연결감 등을 평가한다. 결혼 만족도는 결혼 생활 전반에 대한 개인의 감정을 측정하는 반면, 부부관계만족도는 부부 간의 특정 상호작용이나 활동에 대한 만족도를 포함할 수 있다. Chadwick 등(1976)은 부부관계만족도를 결혼 관계 전반에 대한 전반적인 행복감과 특정 가족 역할 활동에서 얻는 만족도로 정의하였다. Heyman et al.(1994)은 결혼만족도(marital satisfaction)와 관계 만족도(relationship satisfaction)의 측정 도구를 비교하여 이들 개념의 차이를 설명하였다. 결혼만족도는 배우자가 결혼 생활 전반에 대해 느끼는 행복감과 만족감을 측정하는 것으로 결혼 생활의 질을 나타내는 지표이며, 관계 만족도는 결혼 생활의 특정한 측면들에 대한 만족도를 측정하는 것으로 부부가 특정한 관계 영역에서 느끼는 만족감이라고 할 수 있다.

국내 연구를 살펴보면, 옥경희와 천희영(2012)은 부부관계만족도를 연구하기 위해 한국아동패널의 결혼만족도와 부부갈등을 합산하여 사용하였고, 문영경과 최선녀(2022)는 RKMSS(Revised-Kansas Marital Satisfaction Scale)를 활용해 결혼만족도를 측정하였다. 한국아동패널조사의 경우 Chung(2004)의 KMMS(Kansas Marital Satisfaction Scale)를 한국의 문화적 특성을 고려하여 수정한 RKMSS로 결혼만족도를 5점 척도로 측정하고 있다. 본 연구에서 활용한 한국복지패널의 경우 배우자와의 관계에 대한 만족도를 7점 척도로, 국민노후보장패널에서는 배우자와의 관계에 대한 만족도를 5점 척도로 측정하고 있으며, 이와 유사하게 고령화연구패널도 배우자와의 관계 만족도를 0점부터 100점까지로 측정하고 있다. 여성가족패널의 경우 결혼 생활에 대한 만족 정도를 1점부터 10점까지의 척도로 결혼만족도를 측정하고 있다. 또한 이성회와 윤지영(2018)의 연구에서는 여성가족패널을 활용하여 결혼 만족도, 남편 만족도, 의견 갈등을 합산하여 부부관계만족도를 평가하였다.

2. 부부관계만족도 관련 선행연구 고찰

부부관계만족도에 영향을 미치는 요인으로 사회경제적 지위, 교육, 연령, 민족성, 종교적 신념, 신체적 매력, 지능 지수, 개인적 가치와 태도와 같은 다양한 요인이 있다고 지적되고 있으며(Chehreh et al., 2017), 성격이나 기질, 정신건강, 우울감 등 심리적 요인들과의 관련을 분석하는 연구도 많으나(김효선, 박정윤, 2023; Blum & Mehrabian, 1999; Kelly & Conley, 1987), 성별, 연령, 교육수준, 소득수준 등 개인의 사회인구학적 특성이 부부관계만족도에 미치는 영향을 조사한 연구들이 가장 많았다(Chung et al., 2010; Lee & Ono, 2008; Oshio et al., 2013).

1) 성별

성별에 따른 차이가 많이 연구되었는데 대다수 연구에서 남자가 여자보다 부부관계만족도 수준이 높은 것으로 나타났다(문선희, 2015; 송유진, 2022; 이은진, 남석인, 2021; 최봄이 외, 2023). 손정연과 한경혜(2006)는 결혼 생활의 질에 대한 인식이 성별에 따라 다름을 확인하였다. 남편의 경우 결혼 지속기간이 길수록 결혼만족도가 높아지지만 아내의 경우 결혼 지속기간이 길수록 결혼만족도가 낮아지는 것으로 보고되고 있으며(성준모, 김혜경, 2019; 염지혜, 전미애, 2018; 이은진, 남석인, 2021; 이인정, 2019), 부부 쌍 데이터를 활용한 논문들을 수집하여 메타분석을 통해 남편과 아내의 결혼만족도의 차이를 확인한 Jackson et al.(2014)의 연구에서는 남편과 아내의 결혼만족도가 차이가 매우 작아, 부부 간에 유의한 차이가 없는 것으로 나타났으나, 다만 부부 심리치료(marital therapy)를 받는 경우에 남편과 아내의 결혼만족도가 차이가 있는 것을 확인하였다.

2) 연령/가족생활주기

연령이나 가족생활주기가 영향을 미치는지를 분석한 연구도 많았으나 결과는 일관되지 않은 것으로 나타났다. 즉 젊은 부부의 부부관계만족도가 가장 높으며 자녀 양육기에 가장 낮고 중년기에 이르러 만족도가 회복되며 노년기에 부부관계만족도가 높아진다고 한 Rollins와 Feldman(1970)의 연구를 비롯하여 다수의 연구가 부부관계만족도가 연령 및 가족생활주기에 따라 U자형으로 변화한다고 보고했다(김경희, 공주, 2014; 김혜성, 그레이스정, 2019; 조성희, 박소용, 2010; Berry & Williams, 1987; Bühler et al., 2021; Chung et al., 2010; Glenn, 1990; Lee & Ono, 2008; Oshio et al., 2013; Spanier & Lewis, 1980).

연령과 부부관계만족도의 관계가 U자형이라는 의미는 허니문효과로 높은 부부관계만족도를 보일 것으로 예상되는 청년세대를 지나고 다중역할을 점차 내려놓게 되는 노년세대와 달리 중년기는 부부관계에 있어서 가장 어려운 시기일 수 있다는 것이다. 특히 우리나라의 많은 중년들은 아직 경제적으로 독립하지 못한 자녀들에 대한 지원뿐만 아니라 노후준비가 부족한 노부모를 부양해야 하는 다중역할을 수행하는 경우가 많은 세대이며, 이러한 역할들을 수행하는 데에는 경제적 자원이 많이 요구된다. 한국복지패널조사 2010년∼2013년 자료를 분석한 김효선과 박정윤(2023)의 연구에서는 저소득 여부가 부부관계만족도와 부적인 관계에 있으며, 중년기 부부관계만족도는 시간의 흐름에 따라 감소하였다고 보고하였다.

그러나 최근에는 부부관계만족도가 연령이 증가할수록 지속하여 감소한다고 보는 연구가 많아지고 있다(김미라 외, 2020; 김미라, 홍은실, 2021; 김미령, 2009; 박병선, 배성우, 2011; 염지혜, 전미애, 2018; 유성경, 임영선, 2016; 이여봉, 2010; 이윤석, 2012; 이주연, 정혜정, 2015; 전혜정, 채혜원, 2013; 조성희, 박소영, 2010; Umberson et al., 2005; Vaillant & Vaillant, 1993). 특히 패널자료를 이용하여 종단적으로 분석하였을 때 부부관계만족도는 시간이 지남에 따라 점차 감소하며 반등하지 않는다고 보고되고 있다(염지혜, 전미애, 2018; 유성경, 임영선, 2016; Umberson et al., 2005).

이러한 차이는 부부관계만족도에 대한 연령 효과일 수도 있으며, 연령집단에 따라 성역할 태도가 다르기 때문에 세대별로 부부관계만족도의 양상이 다르게 나타날 수 있다(Twenge et al., 2003). 과거에는 고소득 남편의 아내는 노동시장에 참여할 확률이 적었으나, 최근에는 남성과 여성의 교육 격차가 줄어들고, 여성의 노동 시장 참여율이 높아졌으며, 남편과 아내에 대한 전통적 성역할을 둘러싼 사회적인 관념이 변화하고 있다(이선화, 2015).

3) 교육수준

교육수준이 부부관계만족도에 영향을 주는 변수인가에 대해서도 일관되지 않은 결과들이 보고되고 있다. 즉, 교육수준이 높을수록 부부관계만족도가 더 높다는 정적 관계를 보고하는 연구들이 많았으나(김경희, 공주, 2014; 김소정, 2018; 조성희, 박소영, 2010; Archuleta et al., 2011; Chung et al., 2010; Scanzoni, 1975), 부적 관계에 있다거나(Kalmijn, 1999), 또는 유의하지 않다고 보고하는 연구(김미라 외, 2020; 김미라, 홍은실, 2021; 김미령, 2011; 김소정, 2018; Berry & Williams, 1987; Britt et al., 2008)도 있었다.

특히 맞벌이 여성을 대상으로 한 이승은의 연구(2016)에서는 남편의 교육수준이 맞벌이 여성의 결혼만족에 통계적으로 유의한 정적 영향을 가진다고 하였고, 중⋅노년기 부부를 대상으로 한 최봄이 외(2023)의 연구에서도 교육수준이 높을수록 부부관계만족도의 수준이 높다고 하였으며, 기혼여성의 결혼만족도에 미치는 변인들의 영향이 취업여부에 따라 다른가를 분석한 신명숙과 옥경희(2014)의 연구에서 전업주부의 경우에는 소득과 남편의 교육수준이 모두 유의한 영향을 미치고 있었으나, 취업주부의 경우에는 경제적 자원인 소득은 직접적인 영향이 없으나 남편의 교육수준은 유의한 정적 영향이 있는 것으로 보고하였다. 그러나 이러한 결과와는 반대로 맞벌이 부부의 결혼만족을 종속변수로 한 최봄이 외(2019)의 연구에서는 교육수준의 영향이 유효하지 않았다고 보고하면서, 이는 규범적 자원보다 경제적 자원이 보다 중요한 기능을 수행하고 있음을 시사한다고 하였다.

4) 가계소득

부부가 경험하는 가정생활의 전체적인 맥락은 경제적 수준에 따라 다를 수 있으며, 이는 부부관계만족도에 영향을 줄 것이다. 소득을 포함한 가족의 경제력은 부부관계 뿐만 아니라 가족구성원 간의 역할이나 행동, 스트레스 등에 중요한 영향을 미치는 요인 중 하나이다. 따라서 부부관계만족도와 경제적 요인 간의 관계를 분석한 연구들도 상당수 있다.

경제적으로 풍족한 사람들이 결혼을 하고, 그 결혼생활을 유지할 가능성이 높다는 것을 여러 정량적 연구 결과에서 확인 할 수 있다(Smock, 2004). 소득 수준과 경제적 스트레스는 부부관계의 질과 밀접하게 연관되어 있다(Dobrowolska et al., 2020). 낮은 가구 소득은 가정 내 부부갈등을 증가시키며(Barber & Erickson, 2001), 저소득 여부는 부부관계만족도와 부적 상관관계를 보여(김효선, 박정윤, 2023), 경제적으로 어려울 때 부부관계만족도가 감소하였다(Dew, 2007; Kinnunen & Feldt, 2004).

소득수준과 생활만족도는 밀접한 관련성을 가지고 있는 것으로 널리 인식되어 있다. 즉 객관적 지표인 개인의 소득수준이 높아지면 주관적으로 측정되는 만족감도 함께 향상된다고 여겨져 왔다. 소득과 생활만족도의 인과관계에 대한 선행연구를 살펴보면, 대부분의 연구들은 소득수준이 만족도에 정적 영향을 미침을 일관되게 보여준다(곽민주, 이희숙, 2014; 김현정, 2016). 이성회와 윤지영(2018)의 연구에서는 아내의 월 소득이 부부관계만족도와 아내의 부정적 정서에 정적인 영향을 준다는 것을 확인하였다. 옥경희와 천희영(2012)의 연구에서는 가구소득에 따라서 아내의 결혼만족도와 부부갈등 인식 수준이 달라짐을 확인하였다. 그러나 남편의 결혼만족도는 가구소득에 의해 유의한 영향을 받지 않는 것으로 나타나 가구 소득에 대해 남편과 아내의 결혼만족도는 다른 의미를 갖는다는 것을 확인하였다.

5) 가계소득 만족도

객관적 소득은 실제로 벌어들이는 금액을 의미하는 반면, 가계소득만족도는 가계소득에 대해 개인이 느끼는 주관적인 만족감을 의미한다. 가계소득에 대해 만족하는 경우 부부간의 스트레스를 줄여서 부부 간의 관계 만족도에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다. 실제로 경제적 만족도와 경제적 스트레스가 결혼 만족도에 미치는 영향을 실증분석한 연구에서는 경제적 만족도는 결혼 만족도와 정적인 관련성이 있다고 보고하면서, 경제적으로 만족하는 응답자는 결혼 생활이 더 안정적인 경향이라고 하였다(Archuleta et al., 2011).

특히 최정혜(2006)의 연구와 김경희와 공주(2014)의 연구에서 가구소득은 결혼만족도에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났으나, 홍성례(2020)의 연구에서 소득과 밀접한 관련이 있는 사회경제적 수준에 대한 인식은 부부관계 만족과 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 또한 김지영과 신준섭(2022)의 연구에서는 지난 1년간 가구 총 소득이 아내의 결혼만족도에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났으나 경제 상태에 대한 인식은 아내의 결혼만족도에 부정적인 영향을 주고 있었으며 심지어 아내의 근로 시간이나 가사노동 분담보다 그 영향력이 컸다.

소득은 개인의 긍정적인 정서와 삶의 만족도와 유의한 관련성을 지니지만, 행복은 객관적인 소득보다는 주관적 소득과 더 높은 상관관계를 보인다. 객관적인 소득 수준과 상관없이 본인이 스스로 고소득자라고 인식하고 있는 경우에 삶의 만족도와 긍정적 정서가 높았으며, 부정적 정서와 무기력함을 더 적게 느끼며, 이러한 상관성은 연령, 학력 등을 모두 통제했을 때에도 유의한 것으로 나타났다. 이러한 결과는 개인 간의 행복 차이는 학력, 소득 등의 객관적인 여건보다도 심리적 요인에 의해 더 잘 설명될 수 있음을 보여준다(구재선, 서은국, 2011). 한편 노인을 대상으로 한 일련의 연구들은 스스로 지각하는 경제적 만족의 정도가 삶의 질을 결정하는데 더욱 중요한 요소로 작용하게 된다고 보고하고 있다(장신재, 조자영, 2014; 한형수, 2008).

한국복지패널조사 13차 자료를 활용하여 캥거루족 부모의 생활만족도를 분석한 김인혜와 여정성(2020)의 연구에서는 같은 조사의 7차 자료를 활용한 곽민주와 이희숙(2014)의 연구에서와 같이 생활만족도의 8가지 영역 중에서 가족의 수입 만족도에 대한 수준이 가장 낮았으며, 또한 교육수준의 영향은 통계적으로 유의하지 않았으나, 연령과 가처분소득은 가계소득만족도에 통계적으로 유의한 정적 영향을 보여주었다.

6) 상대소득

한국노동패널조사 자료를 활용하여 노후 소득수준이 생활만족도에 미치는 영향을 분석한 김학주(2019)의 연구에서는 생활만족도의 6가지 영역 중에서 가족의 수입 만족도가 생활만족도와 가장 높은 상관을 보였으며, 가족의 수입에 대한 만족도는 과거 시점의 만족도 수준이 현 시점의 만족도 수준에 영향을 미치지 않아서, 매 시점마다 독립적으로 실현된다는 것으로 해석할 수 있다 하였다. 또한 횡단분석결과 절대소득이 생활만족도에 통계적으로 유의미한 상관을 보였으며, 종단분석결과, 절대소득보다는 상대소득이 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다고 보고하면서, 이는 중장기적인 관점에서 절대소득가설보다는 상대소득가설이 보다 타당함을 입증하는 것이라고 하였다.

선행연구에서 상대소득은 부부소득에서 한 쪽 배우자의 소득이 차지하는 비중으로 측정하거나, 한 쪽 배우자의 소득에 대한 나머지 배우자의 소득이 차지하는 비중으로 계산하여 분석에 활용하는데, 대체로 아내의 소득수준이 남편보다 높을수록 부부관계만족도는 감소하는 부적인 연관성을 보인다고 보고하고 있다(김소정, 2021; 이승은, 2016).

여성가족패널을 활용하여 19∼64세 맞벌이 부부를 대상으로 분석한 최봄이 등(2019)의 연구에서는 본인소득에서 남편소득을 뺀 값을 부부소득으로 나눈 값에 1을 더해 양수화 한 값을 계산한 결과 0.72로 나타나 남편의 소득이 상대적으로 많은 것으로 나타났다. 같은 자료를 활용하여 맞벌이 여성의 배우자만족도를 연구한 김소정(2021)의 연구에서는 상대소득을 남편의 월평균 소득에서 부인의 월평균 소득이 차지하는 비율로 측정하였는데, 여성의 상대소득이 높을수록. 배우자 만족도가 통계적으로 유의한 수준에서 낮아지는 것으로 나타났다. 또한 이승은의 연구(2016)에서도 맞벌이 여성의 초과소득과 결혼만족에 대해 분석한 결과 맞벌이 여성의 결혼만족에 가계소득과 남편의 교육수준은 통계적으로 유의한 정적 영향을, 여성의 초과소득은 부적 영향을 가지는 것으로 나타났다.

본 연구에서는 가계소득에 대한 남편과 아내의 만족도를 부부관계만족도에 대한 독립변수로 사용한다. 이는 생활의 질 향상이라는 가족의 목표달성을 위해, 남편과 아내 각자의 근로소득이 많고 적은가의 객관적 액수보다는 각 가족의 상황에 따라 가계소득에 대해 남편과 아내가 얼마나 만족하고 있는가를 평가하는 것이 더 적절할 것이라고 판단되기 때문이다.

이상과 같은 선행연구들을 토대로 본 연구에서는 남편과 아내 각자의 상대소득과 교육수준을 통제변인으로 분석에 포함하여, 가계소득에 대하여 남편과 아내가 각자 가지고 있는 만족도가 부부관계만족도에 미치는 영향을 탐색하고, 이러한 영향이 세대별로 차이를 보이는가를 분석하고자 한다.

Ⅲ. 연구방법
1. 연구모형

본 연구는 맞벌이 부부가 지각하는 가계소득만족도가 부부관계만족도에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 연구 모형은 다음 <그림 1>과 같다.


그림 1. 
연구모형

본 연구의 구체적인 연구문제는 다음과 같다.

  • <연구문제 1> 맞벌이 부부가 각자 지각하는 가계소득만족도와 부부관계만족도는 어떠한가?
  • <연구문제 2> 맞벌이 부부가 지각하는 가계소득만족도는 부부관계만족도와 어떠한 관련성이 있는가?
  • <연구문제 3> 맞벌이 부부의 가계소득만족도와 부부관계만족도의 관계가 세대별 차이가 있는가?
2. 연구자료 및 대상

본 연구의 분석을 위하여, 한국복지패널조사(Korea Welfare Panel Study; KoWePS)를 사용하였다. 한국복지패널은 제주도를 포함한 전국을 대표하는 패널조사로서, 다양한 인구 집단의 생활 실태와 복지 욕구 등을 조사하여 계층별 규모 및 생활 실태 변화를 동태적으로 파악하고, 정책 형성과 정책 지원의 효과성을 높이기 위해, 2006년 7,000여 가구를 대상으로 1차년도 조사를 시작으로, 매년 조사를 실시하여 2023년 18차년도 조사까지 완료하였다.

한국복지패널조사는 가구용 조사표에는 가구의 일반사항과 건강, 소득과 생활비 지출, 주거상황, 생활여건 등이, 가구원용 조사표에는 사회보험, 근로, 생활실태, 만족 및 의식, 가족관계 등이, 부가조사표는 3년에 1번씩 아동(1차년도), 복지인식(2차년도), 장애인(3차년도)을 대상으로 학교생활, 전반적 사회적 인식, 장애원인 등이 포함되어 있으며, 가구 방문을 통한 면접 조사 방식을 사용하여 체계적인 데이터를 수집하여 구축하고 있다.

본 연구는 코로나 팬데믹 시기 이후 계속되는 경기침체 상황 속에서 맞벌이 부부가 각자 인식하는 가계소득만족도가 이들의 부부관계만족도에 어떠한 영향을 미치고 있는가를 살펴보기 위하여, 18차(2023년) 조사 자료를 분석에 사용하였다.

본 연구의 연구 대상은 가구주의 연령을 기준으로 20대부터 70대까지의 맞벌이 부부로, 부부 각자의 인식이 본인에게 미치는 영향뿐만 아니라 배우자 간의 상호작용 패턴을 분석하기 위해, 부부 쌍을 분석 단위로 설정하였으며, 분석 대상은 다음과 같은 5단계 과정을 통해 추출되었다.

첫째, 전체 표본 중 가구원 응답을 완료하고, 가구주와의 관계가 가구주 본인 또는 가구주의 배우자인 경우 및 가구원 수가 1명이 아닌 사례를 추출하였으며, 유효한 표본 수는 8,501명이다. 다음으로, 혼인상태를 기준으로 현재 배우자가 있는 부부의 데이터를 추출하고, 패널간 가구 머지 키 변수를 활용해 부부 쌍 데이터를 생성하였으며, 남편과 아내가 모두 유효한 부부 표본 수는 총 3,823쌍으로 나타났다. 셋째, 2022년 12월 31일 기준으로 남편과 아내가 모두 경제활동을 하는 경우, 즉 맞벌이인 경우를 추출하였으며, 유효 표본은 1,977쌍이었다. 넷째, 가구주의 연령을 20대부터 70대까지로 제한하였을 때, 유효한 표본 수는 1,971쌍이었다. 마지막으로, 이 중에서 독립변수, 종속변수 및 통제변수에 결측치가 있는 경우(n=671)를 제외하여 최종 분석에는 1,300쌍의 응답 자료를 활용하였다.

3. 측정도구
1) 가계소득만족도

가계소득만족도는 가구원용 조사표의 “생활 실태⋅만족 및 의식”을 파악하는 영역에서, 건강, 가족의 수입, 주거 환경 등 8가지 항목에 대한 만족도 측정 항목들 중 “가족의 수입에 대한 귀하의 만족도는 어느 정도입니까?”를 묻는 질문을 활용하여 측정하였다. 본 문항은 "매우 불만족"의 1점부터 "매우 만족"의 5점으로 구성된 단일 문항으로, 점수가 높을수록 가계소득만족도의 수준이 높다는 것을 의미한다.

2) 부부관계만족도

부부관계만족도는 가구원용 조사표의 “생활 습관, 가족관계 및 정신건강”을 파악하는 영역에서, “귀하는 귀하의 배우자와의 관계에 대해 얼마나 만족하십니까?”라는 질문에 대한 응답 내용을 활용하여 측정하였다. 본 문항은 “매우 불만족”의 1점부터 “매우 만족”의 7점으로 구성된 단일 문항으로, 점수가 높을수록 배우자와의 관계에 대한 만족도가 높음을 의미한다.

3) 통제변수 : 상대소득, 교육수준

본 연구에서는 남편과 아내의 상대소득과 교육수준을 통제변수로 분석에 포함하였다. 먼저 가구원용 조사표의 “근로” 영역에서, 임금근로자, 자영업, 고용주, 무급가족종사자를 포함한 취업자를 대상으로, 연간근무 개월, 일한 달의 평균 근로일수, 일한 날의 평균 근무 시간, 월 평균 임금, 시간당 임금을 측정한 내용을 활용하여 부부 각자의 월평균 근로소득을 계산하여 상대소득 계산에 활용하였다.

상대소득은 남편과 아내 각각의 소득을 상대방의 소득과 비교한 값으로, 부부의 합산소득에 대한 남편과 아내 각각의 소득을 수치화하여 계산한다. 부부의 상대소득은 본인 소득에서 배우자 소득을 뺀 값을 본인과 배우자 소득의 합산 값으로 나눈 것이다. 이는 –1부터 1까지의 값을 가지며, 이 값에 1을 더하여 0부터 2까지의 양수로 전환하였으며, 값이 0에 가까울수록 본인의 소득이 배우자의 소득에 비해 상대적으로 낮음을 의미하며, 값이 2에 가까울수록 상대적으로 높음을 의미한다.2)

다음으로 교육수준은 가구용 조사표의 “가구일반사항” 영역에서 측정한 값을 사용하였으며, 무학, 초등학교 졸업 이하, 중학교 졸업 이하, 고등학교 졸업 이하, 전문대 졸업 이하, 대학교 졸업 이하, 석사 학위 이하, 박사 학위 이상의 8가지 범주로 구분하여 서열변수화 하여 분석에 포함하였다.

4. 분석방법
1) 분석절차

본 연구에서는 가계소득만족도와 부부관계만족도 간의 관계에서 맞벌이 부부의 상호의존성을 확인하기 위하여, 부부 쌍 데이터를 활용한 자기-상대방 상호의존 모형(Actor-Partner Interdependence Model; APIM)을 사용하였다. 분석을 위해 SPSS 29.0과 Mplus 8.3 프로그램을 활용하였으며, 구체적인 분석 절차는 다음과 같다.

첫째, 데이터를 분석에 적합한 형태로 구성하기 위해 SPSS 29.0 프로그램을 활용하여 한국복지패널 18차년도 가구용, 가구원용, 장애인 설문용 머지데이터에서 본 분석에 사용할 변수를 추출하고, 패널 간 가구 머지 키 변수를 이용하여 부부 쌍(dyad) 구조로 변환한 후 결측값을 -999로 대체하였다.

둘째, 연구 대상의 사회인구학적 특성, 주요 변수들의 특성, 그리고 주요 변수들 간의 관계를 파악하기 위해 SPSS 29.0을 활용하여 빈도 분석과 기술 통계 분석, paired t-test 검증, 평균 비교 분석, 상관 분석을 수행하였다.

셋째, 연구모형 검증을 위해 Mplus 8.3 프로그램을 사용하여 구조방정식모형(Structural Equation Model; SEM) 분석을 통한 자기-상대방 상호의존 모형 검증을 수행하였다. 연구모형의 적합도는 x2, TLI, CFI, RMSEA, SRMR 지수를 검토하였다.

2) 자기-상대방 상호의존 모형(actor-partner interdependence model, APIM)

부부로부터 수집한 자료는 통계적으로 서로 독립적이지 않다. 즉 개인의 특성이 존재함과 동시에 하나의 단위로서 부부는 상호 영향을 주고받는 관계에 있기 때문에 남편과 아내의 응답은 서로 관련되어 있다. 이러한 쌍 내 상호의존성을 고려하여, 개인의 가계소득만족도가 상대방의 부부관계만족도에 미치는 영향을 동시에 파악하기 위하여, 자기-상대방 상호의존 모형(actor-partner interdependence model, APIM)을 사용하였다. APIM을 적용한 관련연구로서 중년부부의 재정관리 행동과 만족도를 분석한 Nam et al.(2025)도 부부간 상호의존성을 확인하였다.

APIM은 쌍자료(dyadic data)의 비독립성을 모형 내에 반영하여, 개인의 특성이 자기의 현재 상태에 미치는 영향과 상대방의 현재 특성에 미치는 영향을 동시에 비교하고 대인관계 과정을 설명하기 위하여 사용된다(김민재 외, 2022). APIM의 핵심 개념은 자기효과(actor effect)와 상대방효과(partner effect)이다. 자기효과란 상대방의 독립변수를 통제한 상태에서 자신의 독립변수가 자신의 종속변수에 미치는 영향이며, 상대방효과란 자신의 독립변수를 통제한 상태에서 상대방의 독립변수가 자신의 종속변수에 미치는 영향을 말한다(Kenny et al., 2006).

5. 조사대상자의 사회인구학적 특성

조사대상자의 사회인구학적 특성으로 연령, 교육수준, 월평균 근로소득, 가구 경상소득, 가구원수를 살펴보았으며, 분석결과는 <표 1>에 제시하였다.

표 1. 
조사대상자의 사회인구학적 특성
변 인 남편 (n=1,300) 아내 (n=1,300)
빈도 % 빈도 %
연령* 20·30대 144 11.0 204 15.7
40대 359 27.6 414 31.9
50대 387 29.8 382 29.4
60·70대 410 31.6 299 23.0
M(SD) 53.5 11.5 50.6 10.9
교육수준 초졸 이하 58 4.5 74 5.7
중졸 105 8.1 116 8.9
고졸 427 32.8 450 34.6
전문대 이상 710 54.6 660 50.8
월평균 근로소득 200만원 미만 402 30.9 647 49.8
M(SD) 남편 : 341만원(289.9) 200~400만원 미만 411 31.6 496 38.1
아내 : 210만원(178.9) 400만원 이상 487 37.5 157 12.1
변 인 빈도 %
가구 경상소득
(지난 1년간)		 5천만원 미만 153 11.8
5천~7천5백만원 미만 314 24.1
M(SD) = 9,528만원(4,712.9) 7천5백~1억 미만 360 27.7
1억 이상 473 36.4
가구원수 2명 389 29.9
3명 360 27.7
M(SD) = 3.2(1.0) 4명 427 32.8
5명 이상 124 9.6
* 아내의 연령이 80세인 경우가 1사례 있음.

먼저 맞벌이 부부의 연령은 남편이 평균 53.5세(SD=11.5)로 60대 이상이 가장 많은 31.6%였고 다음은 50대(29.8%), 40대(27.6%), 30대 이하(11.0%)의 순이었고, 아내는 평균 50.6세(SD=10.9)로 40대가 가장 많은 31.9%였고 다음은 50대(29.4%), 60대 이상(23.0%), 30대 이하(15.7%)의 순이었다. 교육수준은 고등학교 졸업 이상의 비율이 남편은 87.5%, 아내는 85.4%로 나타났다. 월평균 근로소득은 남편이 평균 약 341만원(SD=289.9)으로 400만원 이상이 가장 많은 37.5%였고 다음은 200∼400만원 미만이 31.6%, 200만원 미만이 30.9%였으며, 아내는 평균 약 210만원(SD=178.9)으로 200만원 미만이 가장 많은 49.8%였고 다음은 200∼400만원 미만이 38.1%, 400만원 이상이 12.1%였다. 마지막으로 가구의 경상소득은 평균 약 9,529만원(SD=4712.9)으로 1억 이상이 가장 많은 36.4%였고, 5천만원 이상이 88.2%였다. 가구원수는 평균 3.2명(SD=1.0)으로 나타났으며, 4명인 경우가 32.8%로 가장 많았으며, 다음으로 부부만으로 구성된 2명이 29.9%, 3명이 27.7%, 5명 이상이 9.6%였다.

Ⅳ. 연구결과
1. 기술통계와 상관분석

본 연구의 분석에 사용된 주요 변수인 맞벌이 부부가 각자 지각하는 가계소득만족도와 부부관계만족도 및 상대소득의 일반적 수준과 세대별 차이에 대한 검증 결과를 살펴보았으며, 자세한 내용은 <표 2>와 같다.

표 2. 
세대별 주요 변수의 평균
남편 아내† paired t-test
N M SD N M SD
가계소득만족도 전체 1300 3.37 .78 1299 3.38 .78 -.23
2030 청년세대 144 3.51b .80 204 3.53b .73
4050 중년세대 746 3.41b .76 796 3.38a .79
6070 노년세대 410 3.25a .80 299 3.28a .76
F 8.19*** 6.28**
부부관계 만족도 전체 1300 5.82 .98 1299 5.52 1.17 7.13***
2030 청년세대 144 6.20c .97 204 6.05c .90
4050 중년세대 746 5.86b .96 796 5.48b 1.21
6070 노년세대 410 5.62a .98 299 5.26a 1.14
F 20.10*** 29.65***
상대소득 전체 1300 1.08 .65 1299 .92 .65 6.33***
2030 청년세대 144 1.29c .44 204 .74c .46
4050 중년세대 746 1.16b .61 796 .87b .62
6070 노년세대 410 .87a .73 299 1.16a .75
F 36.54*** 30.65***
**p < .01, ***p < .001, †아내의 연령이 80세인 경우가 1사례 있음.

1) 가계소득만족도

먼저 맞벌이 부부의 가계소득만족도는, 먼저 남편의 경우 평균 3.37점(SD=.78), 아내의 경우 평균 3.38점(SD=.78)이었다. 가계소득만족도 문항에 대한 응답이 1점(매우 불만족)에서 5점(매우 만족)까지의 범위를 가지고 있음을 고려할 때, 남편과 아내 모두 중앙값인 3점보다 높아서 맞벌이 부부의 경우 남편과 아내 모두 가계소득에 대해 다소 만족하고 있는 것으로 나타났다. 또한 남편과 아내의 가계소득만족도 점수가 유사한 것으로 나타나서, 그 수준 차이가 통계적으로 유의하지 않았다(t=-.23, p=.82).

본 분석에서 맞벌이 부부의 가계소득만족도 수준은 한국복지패널 7차년도(2012년) 자료를 사용한 곽민주와 이희숙(2014)의 연구에서 2.66점(SD=.88), 13차년도(2018년) 자료를 사용하여 캥거루족 부모와 비캥거루족 부모를 대상으로 분석한 김인혜와 여정성(2020)의 연구에서 2.95점(SD=.90)으로 보고한 것과 비교할 때 상대적으로 높았다.

세대별로 살펴보면, 먼저 남편의 가계소득만족도는 2030 청년세대가 평균 3.51점(SD=.80), 4050 중년세대가 평균 3.41점(SD=.76), 6070 노년세대가 평균 3.25점(SD=.80)이었고, 다음으로 아내의 경우는 2030 청년세대가 평균 3.53점(SD=0.73), 4050 중년세대가 평균 3.38점(SD=.79), 6070 노년세대가 평균 3.28점(SD=.76)으로, 남편과 아내의 가계소득만족도는 2030 청년세대의 경우가 가장 높았으며, 연령대가 높을수록 가계소득만족도가 낮아지는 경향을 보였으며, 이러한 세대별 차이는 남편과 아내의 경우 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(F=8.19, p<.001, F=6.28, p<.01).

2) 부부관계만족도

다음으로 부부관계만족도를 살펴보면, 남편의 경우 평균 5.82점(SD=.98), 아내는 평균 5.52점(SD=1.17)이었다. 부부관계만족도 점수가 1점(매우 불만족)에서 7점(매우 만족)까지의 범위를 가지고 있음을 고려할 때, 남편과 아내 모두 비교적 높은 수준의 부부관계만족도를 보였다. 또한 남편이 아내보다 부부관계에 대해 더 만족하고 있는 것으로 나타났으며, 이러한 차이는 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다(t=7.13, p<.001).

이는 13∼16차 한국복지패널조사 자료를 이용하여 만 45세 이상 유배우자를 대상으로 중⋅노년기 부부관계만족도의 변화를 측정한 연구에서 남편이 아내보다 높은 수준의 부부관계 만족변화유형을 경험할 확률이 높다는 결과를 보고한 것(최봄이, 박하영, 송시영, 2023)과 5∼7차 국민노후보장패널조사 자료를 활용하여 노년기 부부의 배우자 만족도를 측정한 연구에서 5∼7차 모두 남편의 경우가 아내보다 통계적으로 유의하게 높았다고 보고한 것(이은진, 남석인, 2021), 그리고 한국, 일본, 대만, 중국 기혼남녀의 결혼만족도를 비교분석한 연구에서 국가에 상관없이 여성보다 남성의 결혼만족도가 통계적으로 유의하게 더 높은 것으로 나타났다고 한 송유진(2022)의 보고와 일치하는 결과이다.

세대별로 살펴보면, 남편의 경우 2030 청년세대에서 평균 6.20점(SD=.97)으로 부부관계만족도가 가장 높았으며, 다음은 4050 중년세대로 평균 5.86점(SD=.96)이었고, 6070 노년세대가 평균 5.62점(SD=.98)으로 가장 낮았다. 아내의 경우도 2030 청년세대에서 평균 6.05점(SD=.90)으로 가장 높은 만족도를 보였으며, 4050 중년세대 평균 5.48점(SD=1.21), 6070 노년세대 평균 5.26점(SD=1.14)의 순으로 나타났다. 즉, 모든 세대에서 남편의 부부관계만족도가 아내보다 높은 것을 확인할 수 있었으며, 남편과 아내 모두 세대가 높아질수록 부부관계만족도가 통계적으로 유의한 수준에서 낮아지는 경향을 보였다(F=20.10, p<.001, F=29.65, p<.001). 그래프를 통해 세대별로 부부관계만족도가 어떻게 달라지는지 분석한 결과, 남편과 아내 모두 2030 청년세대에서 4050 중년세대로의 전이과정에서 부부관계만족도가 급속도로 낮아지는 것을 확인하였다. 또한 부부관계만족도가 세대가 높아질수록 꾸준히 낮아지고 있으며, 모든 세대에 걸쳐 남편의 부부관계만족도가 아내보다 높음을 발견할 수 있었다(<그림 2> 참고).


그림 2. 
세대별 부부관계만족도

이는 중⋅노년기를 대상으로 분석한 선행연구에서 연령이 낮을수록 부부관계만족도의 수준이 높다고 보고한 것과 일치하는 결과이다(성준모, 김혜경, 2019; 이은진, 남석인, 2021; 최봄이, 박하영, 송시영, 2023).

3) 상대소득

마지막으로 맞벌이 부부의 남편과 아내의 상대소득을 살펴보았다. 상대소득이 0점부터 2점까지의 범위를 가지고 있음을 고려할 때, 먼저 남편의 상대소득은 평균 1.08점(SD=.65)으로 비슷한 소득수준을 의미하는 1점보다 높아서 본인의 소득이 아내의 소득보다 높았으며, 아내의 상대소득은 평균 0.92점(SD=.65)으로 1점보다 낮아서 본인의 소득이 남편의 소득에 비해 낮은 것으로 나타났다. 즉 남편의 상대소득이 아내의 상대소득보다 조금 높았으며, 그 차이는 통계적으로 유의하였다(t=6.33, p<.001). 이는 비슷한 방법으로 여성의 상대소득을 측정한 최봄이 등(2019)의 연구에서 0.72(0.29)로 나타나 남편의 소득이 상대적으로 많은 것으로 나타났다고 보고한 것과 같이 일치하는 결과이며, 본 연구의 경우 남편과 아내의 상대소득 차이가 상대적으로 적은 것으로 나타났다.

세대별로 살펴보면, 먼저 남편의 상대소득은 2030 청년세대의 경우 평균 1.29점(SD=.44)으로 다른 세대에 비해 가장 높았으며, 다음으로 4050 중년세대, 6070 노년세대가 각각 평균 1.16점(SD=.61), 평균 0.87점(SD=.73)으로 나타났으며, 아내의 상대소득은 6070 노년세대가 평균 1.16점(SD=.75)으로 다른 세대에 비해 가장 높았으며, 다음으로 4050 중년세대, 2030 청년세대가 각각 평균 0.87점(SD=.62), 평균 0.74점(SD=.46)으로 나타났다. 즉 청년세대와 중년세대는 남편의 상대소득이 높았으며, 노년세대에서는 오히려 아내의 상대소득이 높은 것으로 나타났으며, 이러한 세대별 남편과 아내의 상대소득의 차이는 통계적으로 유의하였다(F=36.54, p<.001, F=30.65, p<.001).

4) 주요 변수들의 상관관계

남편과 아내의 응답으로 이루어진 쌍 데이터를 통해 부부의 가계소득만족도와 부부관계만족도 간의 관계를 분석하기에 앞서, 남편과 아내 각각의 가계소득만족도, 부부관계만족도, 상대소득, 그리고 교육수준의 상관관계를 분석하여 <표 3>에 제시하였다.

표 3. 
주요 변수들의 상관관계 분석
　 1 2 3 4 5 6 7 8
1. 남편의 가계소득만족도 1
2. 아내의 가계소득만족도 .62*** 1
3. 남편의 부부관계만족도 .23*** .22*** 1
4. 아내의 부부관계만족도 .21*** .29*** .65*** 1
5. 남편의 상대소득 .14*** .12*** .08** .11*** 1
6. 아내의 상대소득 -.14*** -.12*** -.08** -.11*** -1.00*** 1
7. 남편의 교육수준 .13*** .11*** .12*** .14*** .19*** -.19*** 1
8. 아내의 교육수준 .13*** .11*** .16*** .15*** .13*** -.13*** .69 1
**p < .01, ***p < .001

독립변수인 가계소득만족도에 대해 남편과 아내의 응답 간에 어느 정도 관련성이 있는지 분석한 결과, 가계소득에 대한 남편의 만족도와 아내의 만족도는 r=.62(p<.001)로 높은 정적 상관을 보여, 남편과 아내의 가계소득만족도가 서로 밀접하게 연관되어 있음을 보여주었다. 종속변수인 부부관계에 대해 남편과 아내의 만족도 간의 상관계수는 r=.65(p<.001)로 나타나 높은 정적 상관을 보였으며, 이를 통해 남편과 아내의 부부관계만족도도 상호 연관성이 높음을 확인하였다.

또한 독립변수인 남편과 아내의 가계소득만족도와 종속변수인 남편과 아내의 부부관계만족도는 모두 r=.21(p<.001)에서 r=.29(p<.001) 사이의 낮은 정적 상관을 보였으며, 남편이나 아내 모두 본인의 가계소득만족도와 본인의 부부관계만족도의 상관(r=.23, r=.29)이 본인의 가계소득만족도와 배우자의 부부관계만족도의 상관(r=.21, r=.22)보다 조금 높은 것으로 나타났다.

2. 맞벌이 부부가 지각하는 가계소득만족도와 부부관계만족도의 관계

<연구문제 2>에 따라 맞벌이 부부의 가계소득만족도와 부부관계만족도 간의 관계를 살펴보기 위해 구조방정식모형을 통한 자기-상대방 상호의존 모형을 구성하여 분석하였다.

1) 모형의 적합도 검증

본 연구의 구조방정식 모형 적합도를 평가한 결과, 전반적으로 적합한 것으로 나타났다. 먼저 x2(8)=58.472(p<.001)로 유의확률이 유의수준 .05보다 작아 모형이 모집단 자료에 적합하다는 귀무가설은 기각되는 것으로 평가되었다. 그러나 x2검정은 표본 수에 민감하여 표본 크기가 클수록 영가설을 쉽게 기각한다는 한계를 지니기에, 추가로 RMSEA, CFI, TLI, SRMR 지수를 확인하였다(홍세희, 2000). RMSEA는 .069로, 0.08 이하일 때 적합하다고 평가되는 기준을 충족하였다. CFI는 .945로, 0.95 이상일 때 적합하다고 평가되며, 본 모형은 매우 적합한 수준을 보였다. TLI는 .911로, .90 이상일 때 적합하다고 평가되며, 역시 적합한 수준을 보였다. SRMR은 .073으로, .08 이하일 때 적합하다고 평가되며, 본 모형은 이 기준을 충족하였다. 이상을 종합하여 볼 때, 대부분 지표가 모형의 적합도를 뒷받침하고 있음을 알 수 있다(<표 4> 참고).

표 4. 
구조방정식 모형 적합도
x2 df p-value RMSEA CFI TLI SRMR
58.472 8 .000 .069 .945 .911 .073

2) 자기효과와 상대방효과

맞벌이 부부의 가계소득만족도와 부부관계만족도 간의 자기효과와 상대방효과의 경로계수가 어떠한지 살펴본 결과는 다음 <표 5>와 같다. 먼저 자기효과를 살펴보면, 남편의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 경로계수(b=.168, p<.001)와 아내의 가계소득만족도가 아내의 부부관계만족도에 미치는 경로계수(b=.392, p<.001) 모두 통계적으로 유의하게 나타났다.

표 5. 
맞벌이 부부의 가계소득만족도와 부부관계만족도 간의 자기효과와 상대방효과
구분 path b S.E. C.R. p-value β
자기 효과 남편의 가계소득만족도 → 남편의 부부관계만족도 .168 .043 3.937 .000 .134
아내의 가계소득만족도 → 아내의 부부관계만족도 .392 .050 7.824 .000 .262
상대방 효과 남편의 가계소득만족도 → 아내의 부부관계만족도 .028 .050 .550 .583 .018
아내의 가계소득만족도 → 남편의 부부관계만족도 .149 .043 3.479 .001 .118

다음으로 상대방효과를 살펴보면, 남편의 가계소득만족도가 아내의 부부관계만족도에 미치는 경로계수(b=.028, p=.583)는 유의하지 않았다. 반면, 아내의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 경로계수(b=.149, p<.01)는 통계적으로 유의미한 영향을 미쳤다.

맞벌이 부부의 가계소득만족도가 부부관계만족도 간의 자기효과와 상대방효과의 분석결과를 <그림 3>에 통계적으로 유의한 관계는 실선으로, 유의하지 않은 관계는 점선으로 표시하였다.


그림 3. 
구조모형의 경로계수

이와 같은 결과는 맞벌이 부부의 가계소득만족도가 부부관계만족도에 중요한 영향을 미치며, 특히 아내의 부부관계만족도는 가계소득에 만족하는가에 대한 본인의 지각에만 영향을 받았지만(자기효과), 남편의 부부관계만족도에는 가계소득에 대한 본인의 지각(자기효과) 뿐만 아니라 상대방이 어떻게 지각하고 있는가에 의해서도 영향을 받는 것을 볼 수 있다(상대방효과).

\남편의 부부관계만족도에 미치는 자기효과와 상대방효과가 모두 유의하게 나타났기 때문에, 두 효과의 차이가 통계적으로 유의한지 확인하기 위해 등가제약 모델(equal constrained model)을 통한 카이스퀘어 검정을 하였으며, 그 결과는 다음 <표 6>과 같다. 기본 모델은 x2(9)=58.536(p<.001)이며, 남편의 부부관계만족도에 미치는 자기효과와 상대방효과가 동일하다는 제약을 둔 모델의 카이스퀘어 검정 결과를 살펴보면 x2(8)=58.472(p<.001)이다. 두 모형의 차이는 x2(1)=0.064(p=0.800)로, 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 따라서 남편의 부부관계만족도에 대한 등가제약 모델 차이 검정 결과, 남편의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 자기효과와 아내의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 상대방효과의 차이는 통계적으로 유의한 차이가 없다는 것이 확인되었다. 즉, 남편의 가계소득만족도와 아내의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 두 효과가 통계적으로 같은 수준이라고 할 수 있다.

표 6. 
등가제약 모델 카이스퀘어 검정
　 x2 df p-value
남편의 부부관계만족도에 대한 자기효과와 상대방효과 등가제약 58.472 8 .000
기본 모델 58.536 9 .000
차 이 0.064 1 .800

통제변수로 투입된 남편의 상대소득과 교육수준, 아내의 상대소득과 교육수준 중 아내의 교육수준에서만 유의한 영향을 확인할 수 있었으며, 아내의 교육수준은 남편과 아내의 부부관계만족도에 모두 유의한 영향을 미치고 있었다. 아내의 교육수준이 높을수록 남편의 부부관계만족도가 높았으며(b=.084, p<.01), 마찬가지로 아내의 교육수준이 높을수록 자신의 부부관계만족도가 높았다(b=.083, p<.01).

3. 세대별 맞벌이 부부가 지각하는 가계소득만족도와 부부관계만족도의 관계

<연구문제 3>에 따라 맞벌이 부부의 가계소득만족도와 부부관계만족도 간의 관계가 세대에 따라서는 어떻게 달라지는지를 살펴보기 위하여, 세대별로 자기-상대방 상호의존 모형 분석을 실시하였다.

1) 세대별 모형의 적합도 검증

세대별 구조방정식 모형의 적합도를 평가한 결과는 아래 <표 7>과 같으며, 모두 전반적으로 수용할 만한 것으로 나타났다. 먼저 2030 청년세대의 경우, x2(8)=15.982(p<.05)로 유의확률이 유의수준 .05보다 작아 모형이 데이터를 충분히 설명하지 못하는 것으로 나타났다. 그러나 RMSEA=.066, CFI=.941, TLI=.904, SRMR=.053으로 나타나 모형이 대체로 적합한 것으로 확인되었다.

표 7. 
세대별 구조방정식 모형의 적합도
모형 x2 df p-value RMSEA CFI TLI SRMR
2030 청년세대 15.982 8 .043 .066 .941 .904 .053
4050 중년세대 36.156 8 .000 .068 .943 .908 .069
6070 노년세대 18.776 8 .016 .063 .942 .906 .043

다음으로 4050 중년세대의 경우, x2(8)=36.156(p<.001)로 나타났으나, RMSEA=.068, CFI=.943, TLI=.908, SRMR=.069로 카이제곱 값을 제외한 나머지 지수들이 기준을 충족하여 적합한 모형임을 보여주었다.

마지막으로 6070 노년세대의 경우, x2(8)=18.776(p<.05)로 나타났으나, 마찬가지로 RMSEA=.063, CFI=.942, TLI=.906, SRMR=.043으로 대부분의 지수에서 모형이 대체로 적합함을 확인할 수 있었다.

즉, x2 검정 통계치는 세 집단 모두 유의한 것으로 나타나 모형이 적합하지 않다고 볼 수 있으나, 본 연구의 경우와 같이 표본의 크기가 큰 경우 x2 검정 통계치가 유의하게 나타날 수 있으므로, 전체적인 적합도를 평가하기 위해 다른 모형적합도 지수들을 고려하였으며, 확인결과 모두 수용할만한 수준이었다.

2) 세대별 자기효과와 상대방효과

세대별로 가계소득만족도와 부부관계만족도 간 자기효과 및 상대방효과의 경로계수를 살펴보았다. 먼저 2030 청년세대의 경우, 남편의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.264(p<.01)으로 나타났으며, 아내의 가계소득만족도가 아내의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.265(p<.05)로 나타났다. 반면, 남편의 가계소득만족도가 아내의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.113(p=.259)으로 나타났고, 아내의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.051(p=.592)로 나타났다.

즉 2030 청년세대의 경우 남편과 아내 모두 가계소득만족도가 부부관계만족도에 미치는 자기효과는 통계적으로 유의하였으나 상대방효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다(<그림 4> 참고).


그림 4. 
2030 청년세대의 구조모형 경로계수

4050 중년세대의 경우, 남편의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.135(p<.05)로 나타났으며, 아내의 가계소득만족도가 아내의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.447(p<.001)로 나타났다. 또한, 아내의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.185(p<.01)로 통계적으로 유의미한 영향을 미친 반면에, 남편의 가계소득만족도가 아내의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=-.031(p=.653)로 유의하지 않았다.

즉, 4050 중년세대의 경우, 남편의 부부관계만족도에는 자기효과(β=.105)와 상대방효과(β=.149)가 모두, 아내의 부부관계만족도에는 자기효과(β=.302)만이 통계적으로 유의한 영향을 미치고 있었다(<그림 5> 참고).


그림 5. 
4050 중년세대의 구조모형 경로계수

4050 중년세대 남편의 부부관계만족도에 미치는 남편(자기효과)과 아내(상대방효과) 가계소득만족도의 영향이 모두 유의하여, 자기효과와 상대방효과의 영향력의 크기를 비교하기 위해 등가제약 모델을 통한 카이스퀘어 검정을 통한 차이 검정을 실시하였다. 분석 결과, 남편의 부부관계만족도에 미치는 자기효과와 상대방효과의 등가 제약 모델이 x2(8)=36.156(p<.001)이고 기본 모델이 x2(9)=36.394(p<.001)로 나타나서, 두 모델이 통계적으로 유의한 차이를 보이지 않는 것으로 나타났다(x2(1)=0.238, p=0.626). 즉 남편의 가계소득만족도와 아내의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 영향이 통계적으로 비슷한 수준이라고 할 수 있다(<표 8> 참고).

표 8. 
4050 중년세대의 등가제약 모델 카이스퀘어 검정
　 x2 df p-value
남편의 부부관계만족도에 대한 자기효과와 상대방효과 등가제약 36.156 8 .000
기본 모델 36.394 9 .000
차 이 0.238 1 .626

6070 노년세대의 경우, 남편의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.195(p<.05)로 나타났으며, 아내의 가계소득만족도가 아내의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.339(p<.01)로 나타났다. 반면, 남편의 가계소득만족도가 아내의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.084(p=.419)로, 아내의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 경로계수는 b=.115(p=.202)로 나타나, 상대방효과는 모두 통계적으로 유의하지 않았다.

즉 6070 노년세대의 경우, 남편의 자기효과(β=.160)와 아내의 자기효과(β=.224)가 모두 통계적으로 유의한 영향을 미쳤으며, 아내의 자기효과 영향력이 더 큰 것으로 나타났다(<그림 6> 참고).


그림 6. 
6070 노년세대의 구조모형 경로계수

이상의 연령집단을 구분하여 분석한 결과를 정리하면, 2030 청년세대와 6070 노년세대의 경우 부부관계만족도에 남편과 아내 모두 자기효과만이 통계적으로 유의한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났으며, 4050 중년세대의 경우 아내의 부부관계만족도에는 자기효과만이 유의하였으나, 남편의 부부관계만족도에는 자기효과와 상대방효과가 모두 유의하였으며, 두 효과가 통계적으로 차이가 없는 것으로 나타났다.

통제변수인 남편과 아내의 상대소득과 교육수준은 2030 청년세대와 6070 노년세대에서 유의한 영향을 보이지 않았다. 반면 4050 중년세대에서는 아내의 교육수준이 남편의 부부관계만족도에 통계적으로 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다. 구체적으로 아내의 교육수준이 높을수록 남편의 부부관계만족도가 높았다(b=.091, p<.05).

표 9. 
세대별 맞벌이 부부의 가계소득만족도와 부부관계만족도 간의 자기효과와 상대방효과
구분 path b S.E. C.R. p-value β
2030 청년세대 자기 효과 남편의 가계소득만족도 → 남편의 부부관계만족도 .264 .088 2.983 .003 .226
아내의 가계소득만족도 → 아내의 부부관계만족도 .265 .107 2.463 .014 .186
상대방 효과 남편의 가계소득만족도 → 아내의 부부관계만족도 .113 .100 1.128 .259 .086
아내의 가계소득만족도 → 남편의 부부관계만족도 .051 .095 .535 .592 .040
4050 중년세대 자기 효과 남편의 가계소득만족도 → 남편의 부부관계만족도 .135 .059 2.296 .022 .105
아내의 가계소득만족도 → 아내의 부부관계만족도 .447 .066 6.728 .000 .302
상대방 효과 남편의 가계소득만족도 → 아내의 부부관계만족도 -.031 .069 -.450 .653 -.020
아내의 가계소득만족도 → 남편의 부부관계만족도 .185 .057 3.260 .001 .149
6070 노년세대 자기 효과 남편의 가계소득만족도 → 남편의 부부관계만족도 .195 .087 2.239 .025 .160
아내의 가계소득만족도 → 아내의 부부관계만족도 .339 .107 3.155 .002 .224
상대방 효과 남편의 가계소득만족도 → 아내의 부부관계만족도 .084 .104 .808 .419 .057
아내의 가계소득만족도 → 남편의 부부관계만족도 .115 .090 1.275 .202 .091

Ⅴ. 결론 및 논의

본 연구는 맞벌이 부부가 지각하는 가계소득만족도와 부부관계만족도 간의 관계에서 상호의존성이 있는가를 확인하고, 나아가 세대별 차이가 있는가를 파악하기 위하여, 한국복지패널 18차(2023년) 조사 자료를 활용하여 맞벌이 부부 쌍 데이터를 추출하고, 자기-상대방 상호의존 모형(Actor-Partner Interdependence Model ; APIM)을 사용하여 분석하였으며 주요 결과와 논의점은 다음과 같다.

첫째, 가계소득만족도는 남편이 평균 3.37점(SD=0.78), 아내가 평균 3.38점(SD=0.78)으로, 맞벌이 부부의 경우 남편과 아내 모두 가계소득에 대해 다소 만족하고 있는 것으로 나타났으며, paired t-test 검증결과 그 차이가 통계적으로 유의하지 않았다. 세대별로는 남편과 아내 모두 2030 청년세대의 경우가 가장 높았고, 4050 중년세대, 6070 노년세대의 순으로 낮아지는 경향을 보였으며, 남편의 경우와 아내의 경우 모두 이러한 세대별 차이가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 즉 가계소득만족도에 대하여 노년 세대가 가장 취약한 것으로 나타났다. 노년 세대의 경제적 어려움은 평균 수명의 연장으로 은퇴 후의 생활 기간이 길어짐으로써 중요한 사회적 과제가 되고 있다. 따라서 특별히 노년세대를 대상으로 재무관리 역량강화를 통해 가계소득만족도를 향상시킬 수 있도록 위한 맞춤형 재무교육 및 상담프로그램을 개발하고 실행하여 참여를 유도할 필요가 있으며, 더불어 금융기관에서는 고령자 친화적 금융서비스를 제공하고, 정부 차원에서는 지속적인 노인일자리 창출 등을 포함한 정책적 지원이 필요하다. 또한 노년 세대의 이러한 경제적 취약성은 단순히 그 시기만의 문제가 아니라 청년기부터 재무관리역량과 가족 구조 변화 등이 복합적으로 얽혀 나타난 결과이다. 따라서 생애주기적인 관점에서 단계적으로 이어지는 재무교육 체계를 구축하여 지속적으로 시행할 필요가 있다.

다음으로 부부관계만족도는 남편이 평균 5.82점(SD=0.98), 아내가 평균 5.52점(SD=1.17)으로, 남편과 아내 모두 부부관계만족도가 비교적 높은 수준을 보였고, 남편이 아내보다 부부관계에 대해 더 만족하고 있는 것으로 나타났으며, 그 차이는 통계적으로 유의하였다. 특히 부부관계만족도는 남편과 아내 모두 젊은 세대가 높고 연령이 높은 세대일수록 낮아지는 우하향의 모습을 보였으며, 모든 세대에 걸쳐 남편의 부부관계만족도가 아내의 부부관계만족도보다 높았다. 즉, 부부관계만족도에 있어서 여성 노인이 가장 취약한 집단인 것으로 나타나 이들을 위한 맞춤형 지원전략이 시급하다 하겠다. 노년 세대일수록 가부장적 성역할 인식이 비교적 고착된 상태로 남아서 여성 노인의 경우 이에 대해 불만이 누적되었을 가능성이 있다. 따라서 건강가정지원센터나 정신건강복지센터 등을 중심으로 성별과 연령을 고려한 성평등 교육이나 성역할 워크숍 등을 통해 부부관계 재정립을 도와줄 필요가 있다. 또한 주변의 노인복지관이나 문화센터 등에서도 시니어 커플을 대상으로 취미활동을 함께 하면서 감정의 표현이나 의사소통 방법을 개선할 수 있도록 하는 다양한 문화프로그램을 제공하여 부부간 정서적 유대를 강화할 수 있도록 도울 수 있을 것이다. 마지막으로, 여성 노인의 자아존중감이나 스트레스 관리를 위해 지역별로 공공센터나 복지기관 등에 전문 상담사를 배치하여 개인 및 집단 심리상담이나 지역 공동체 참여 독려 등의 특화된 정신건강 서비스를 제공할 필요가 있다. 이러한 다차원적 접근은 여성 노인뿐만 아니라 전체 세대의 부부관계 만족도를 높이고, 더 건강한 가족생활문화를 확산하는 데 기여할 수 있을 것이다.

둘째, 전체적으로, 아내의 부부관계만족도는 가계소득에 만족하는가에 대한 본인의 지각에만 영향을 받았지만(자기효과), 남편의 부부관계만족도는 가계소득에 대한 본인의 지각(자기효과) 뿐만 아니라 상대방이 어떻게 지각하고 있는가(상대방효과)에 의해서도 통계적으로 유의한 영향을 받는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 맞벌이의 경우 부부관계만족도의 수준이 가계소득에 대해 부부 각자가 어떻게 지각하는가에 따라 다르며, 특히 남편의 경우 아내의 인식에도 영향을 받는다는 점에서 중요한 시사점을 준다. 따라서 맞벌이 부부의 관계 만족도의 수준을 높이기 위해서 먼저 가계소득에 대한 만족도를 향상시키기 위한 사회문화적인 접근이 필요하다 하겠다. 개인적 측면에서는 가계재무관리에 대한 기본적 지식, 현실적인 기대와 목표설정, 실제적인 관리기술 등의 역량을 향상시킬 필요가 있으며, 이를 위해 가계재정에 대한 부부간 의사소통 노력을 강조할 필요가 있을 것이다. 사회적 측면에서는 민간 단체나 공공기관에서 가계재정관리가 가족 공동의 문제라는 인식을 제고할 수 있는 컨텐츠를 담은 프로그램이나 캠페인을 실시할 수 있을 것이다. 마지막으로 정부 측면에서는 국민내일배움카드나 평생교육프로그램 등에 가계재무관리에 관련된 과목들을 포함하여 수강할 수 있도록 하는 것을 제안할 수 있다.

셋째, 세대별로 맞벌이 부부의 가계소득만족도가 부부관계만족도에 미치는 영향이 다르게 나타났다. 2030 청년세대와 6070 노년세대의 경우 남편과 아내 모두 가계소득만족도가 부부관계만족도에 미치는 자기효과만이 통계적으로 유의한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났으며, 4050 중년세대의 경우 자기효과와 상대방효과가 모두 유의하였다. 즉, 2030 청년세대와 6070 노년세대는 남편과 아내 모두 각자 가계소득에 대해 만족하는 경우 부부관계만족도가 높다는 것을 의미한다. 4050 중년세대의 경우 남편의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 자기효과 뿐만 아니라 아내의 가계소득만족도가 남편의 부부관계만족도에 미치는 상대방효과도 확인되었다. 즉 아내가 가계소득에 대해 얼마나 만족하는가가 남편의 부부관계만족도에도 유의한 영향을 미치고 있었다. 2030 청년세대와 6070 노년세대의 모델이 같은 구조를 보이며, 4050 중년세대의 모형과는 차이를 보인다. 이는 4050 중년세대가 자녀교육이나 부모부양 등의 이유로 금전적 수요가 상대적으로 많은 시기이고, 또한 가계소득만족도 외에 가사노동의 이중부담이나 그 외 부부갈등 등 다른 변인들이 부부관계만족도에 미치는 영향이 더 중요한 시기이기 때문일 수 있을 것이다.

전반적으로 모든 세대에서 자기효과가 상대방효과보다 강하게 나타났다. 즉 청년, 중년, 노년 세대 모두 개인의 소득만족도가 배우자의 소득만족도보다 부부관계만족도에 미치는 영향이 더 컸다. 이러한 결과는 맞벌이 부부의 관계만족도를 향상시키기 위한 정책이나 개입전략에 있어서 주관적인 소득만족도를 고려해야 하며, 특히 재무심리 상담을 통한 심리사회적인 개입이나 재무관리 프로그램을 도입하여 재무관리 역량을 강화함으로써 개인의 주관적 소득만족도를 제고할 수 있도록 하는 것이 부부관계만족도를 향상시키고 궁극적으로 가족의 안정성 제고에 보다 효과적일 수 있음을 보여준다 하겠다.

세대별 모형 간의 적합도 비교 결과, 2030 청년세대의 모형이 가장 적합한 것으로 나타났다. 이는 젊은 세대의 경우 가계소득만족도가 부부관계만족도에 강하게 영향을 미치며, 모형이 이를 잘 설명하고 있음을 시사한다. 반면, 4050 중년세대와 6070 노년세대의 경우 상대적으로 모형의 적합도가 낮게 나타났다. 이는 이들 세대들은 가계소득만족도 외에 다른 변수들이 부부관계만족도에 더 큰 영향을 미칠 수 있음을 의미한다 할 것이다.

본 연구는 맞벌이 부부 쌍 데이터를 활용하여 자기-상대방 상호의존 모형(Actor-Partner Interdependence Model; APIM)을 분석하였으며, 맞벌이 부부가 지각하는 가계소득만족도와 부부관계만족도 간의 관계에서 상호의존성을 확인하고, 세대별 차이를 파악하였다는 점에서 의의가 있으나, 다음과 같은 한계점을 가지므로, 후속 연구에서는 이를 보완할 필요가 있을 것이다.

첫째, 2030 청년세대와 6070 노년세대의 경우 배우자가 인지한 가계소득만족도가 아닌 본인이 인지한 가계소득만족도가 본인의 부부관계만족도를 잘 예측하는 것으로 나타났으며 상대방효과는 유의하지 않았고, 4050 중년세대 경우 자기효과에 더하여 상대방효과가 유의한 것으로 나타났다고 보고하였으나, 본 연구결과만으로는 그 원인을 모두 설명할 수는 없으므로, 추가적인 분석을 통해 이의 자세한 기제가 규명되어야 한다고 본다.

둘째, 본 연구에서는 자료의 제한점으로 인하여, 주요 변수들을 단일 문항으로 측정한 응답을 사용하였으며, 다양한 통제변수들을 포함하지는 못하였다. 후속연구에서는 성별, 세대별 부부관계만족도에 영향을 주는 가구원수, 직업, 건강 등 기타 사회인구학적 변수, 성격이나 의사소통, 성역할인식과 같은 심리적, 관계적 변수 등을 추가하여 더욱 면밀하게 분석할 필요가 있을 것이다.

마지막으로, 가계소득이나 부부관계만족도가 늘 일정하지는 않기 때문에 시간에 따른 변화상을 포함할 수 있는 종단모형을 구성하여 분석함으로써, 맞벌이 부부의 관계를 증진하고 궁극적으로 가족생활의 질을 제고하는데 기여할 수 있도록 하는 보다 체계적이고 실증적인 연구들이 활발히 이루어지기를 기대한다.

Notes
1) 가구단위로 작성한 소득통계를 개인단위 소득으로 이용하기 위한 계산으로, 우리나라는 경제협력개발기구(OECD)의 제곱근지수 방법을 사용(가구소득/가구원 수의 제곱근)
2) 상대소득은 1+(본인소득-배우자소득)/(본인소득+배우자소득)으로 계산함
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