가구의 경제적 스트레스와 부부의 생활만족도 간의 관계에서 경제적 부담 및 사회적 신뢰의 매개효과와 인구사회학적 특성의 조절효과

Ⅰ. 서론

우리 사회는 1997년 말 외환위기를 시작으로 지난 20여 년 동안 크고 작은 경제 위기에 부딪히며 경기 불안정을 겪어왔다. 지속적으로 악화되고 있는 취업난과 함께 2018년 1분기 실업률(4.3%)은 IMF 이후 2000년의 4.4%와 비슷한 수준으로 나타나 경제 위기 징후들이 보이고 있다(Statistics Korea, 2018). 더욱 심각한 것은, 국내 경제 상황과 직결되는 세계 금융시장의 불안감이 2007년 금융위기 이후 지속적으로 고조되어왔고(Park, 2012), 최근 미국과 중국의 무역 전쟁으로 인한 글로벌 무역 전쟁의 격화양상에 따라 우리나라 경제의 또 다른 침체위기 가능성이 경고된 것이다(Lee, 2018). 즉, 이러한 경제적 불안정한 상황이 장기화 될 가능성이 있고 경기침체에 따른 실업률 상승은 더욱 가속화될 것이다. 이러한 현상은 가장의 실직률 상승으로 이어지고 이는 가구의 실질적인 소득감소와 소득에 대한 불확실성을 야기하게 된다(Baek & DeVaney, 2010). 뿐만 아니라 가구의 자산감소와 가계부채의 증가 및 가계소비의 위축에도 직접적인 영향을 미치게 된다(Jeon & Lim, 2012; Song et al., 2009). 따라서 상당수의 가구들은 우리 사회의 경제적 상황과 맞물려 가계경제에 직접적인 타격을 받고 있고 그에 따른 경제적 스트레스와 불안감을 겪을 수 있다.

특히 자녀가 있는 부모 혹은 부부는 한 가구를 구성하는 주체이자 직·간접적인 경제활동을 통해 가계의 생계를 책임짐으로 가구구성원 가운데 경제적 스트레스와 가장 직접적인 관계에 놓여있다. 더구나 우리나라 부모들의 교육열은 타의 추종을 불허할 정도로 매우 높고, 가계동향조사에 따르면 가계 소비지출에서 차지하는 자녀 교육비의 비중이 2016년도에 약 11%인 것으로 나타났다(Statistics Korea, n. d.). 이러한 높은 교육비용 및 소비는 당연히 부모의 경제적 부담으로 연결된다. 특히 경제적으로 어려운 시기에는 자녀교육 관련 지출은 유지하되 삶의 질과 관련된 비용을 줄이는 현상이 더욱 두드러져(Nam, 2009; Song et al., 2009) 부모의 경제적 부담 가중과 동시에 삶의 만족도 하락 및 우울감 증가를 동반할 가능성이 매우 높다(Kim & Kim, 2011). 따라서 현재 우리 사회의 경제적 불안정한 상황과 그에 따른 가구의 경제적 스트레스 그리고 그로 인해 야기되는 가구구성원의 문제에 대한 관심과 연구는 지속적으로 이루어져야 한다고 본다. 특히 본 연구는 가구의 경제적 스트레스에 따른 결과로서 자녀가 있는 부부의 생활만족도에 초점을 맞춰 살펴보고자 한다.

그렇다면 가구의 경제적 스트레스는 어떠한 구조적 맥락에서 부부의 생활만족도에 영향을 미치고 어떠한 양상의 결과가 나타날 것인가? Pearlin과 Bierman(2013)에 의한 스트레스 과정모델(The Stress Process Model)은 가구의 경제적 스트레스가 어떻게 부부의 생활만족도에 영향을 미치는지 그 경로를 탐구하는데 효과적일 수 있다. 스트레스 과정모델에 따르면 1차 스트레스원(예: 실직)이 2차 스트레스원(예: 경제적 압박감)을 야기하고, 2차 스트레스원은 개인의 심리적 결과(예: 우울감)에 영향을 미치게 된다. 이러한 이론적 체계를 토대로 가구의 1차·2차 경제적 스트레스원이 개인의 심리적 결과에 영향을 미치는 연속된 경로를 탐구한 논문들이 다수 있다(Conger et al., 1992; Elder et al, 1992; Mistry et al, 2002; Newland et al, 2013; Pearlin et al, 1981; Solantaus et al, 2004). 그러나 대다수의 국내연구는 생활만족도를 비롯 심리적인 안녕에 있어 1차적인 경제적 어려움(Chung, 2000; Woo, 2013)과 2차적인 경제적 부담(Kim & Kim, 2011; Park, 1994)을 직접적인 예측요인으로서 각각 살펴보았거나, 혹은 1차·2차 스트레스원을 독립변인으로서 동시에 살펴보았고(Cho, 2009; Kim et al, 2005), 스트레스 과정모델에서 논증하는 스트레스의 확산과 진행의 연속적인 구조에서 1차와 2차 스트레스원으로 나눠 구조적 경로를 검증한 연구는 거의 없는 실정이다(Lee et al, 2000). 따라서 경제적 스트레스와 심리적 결과에 있어 정확한 영향관계 및 결과적 양상을 도출해 내기 위해서는 이러한 이론구조에서 통합적으로 살펴보는 것이 필요하다.

또한, 스트레스 과정모델에 있어 Pearlin과 Bierman(2013)은 이러한 일련의 과정 안에서 다양한 개인적·사회적 자원(예: 대처능력, 경제적 지원)이 스트레스원과 심리적 결과 사이에서 매개 혹은 조절 역할을 함으로 결과 양상의 차이를 설명하는데 유용한 요소임을 논증하였다. 이들은 대처, 사회적지지, 자부심 등 사회학적으로 가장 활발히 연구된 자원 개념들을 주로 소개하고 있으나, 이 외에도 아직 탐구되지 않은 다양한 유형의 자원들이 있고 스트레스 과정에서 어떠한 역할을 하는가에 대한 검증은 여전히 필요하다. 앞에서 언급한 것과 같이, 최근 우리 사회는 지속되는 경기 불안정에 따른 실업률 상승과 그로 인한 중산층 붕괴 및 계층의 양극화 현상과 경제적 불평등의 심화를 겪고 있다(Ryu, 2009). 문제는 이러한 현상의 고착화와 더불어 좀처럼 나아지지 않는 가계경제 상황과 채용 비리 같은 사회 부조리 관련 뉴스들로 인해 점점 우리 사회가 공정하지 못하다는 사회적 신뢰의 상실과 더이상 계층상승을 위한 사다리가 존재하지 않는다는 부정적이고 절망적인 인식이 만연하다는 것이다(Kim & Jung, 2018; Kim & Lee, 2012; Lee, 2018; Uslaner, 2008; West & Worthington, 2014). 실제 2017년 사회조사결과를 보면 우리 사회에서 일생동안 노력을 하면 사회경제적 지위가 높아질 가능성이 있는가에 대해 22.7%만이 긍정적인 답변을 했다(Statistics Korea, 2017). 이렇듯 불안정한 경제 상황을 통해 사람들은 그들 나름의 비관적인 시각으로 이러한 현 사회를 바라보고 있고, 가구의 경제적 스트레스로 인해 사회적 불신과 함께 희망이 아닌 절망감에 사로잡혀 자칫 현재 삶에 대한 의욕을 상실하고 우울감이 상승하는 결과를 초래할 수 있다(Habibov & Afandi, 2015; Kim & Jung, 2018; Lee & Oh, 2014; Shin, 2018). 최근 흙수저 계급론과 맞물려 공정한 사회에 대한 신뢰와 같은 사회자본에 대한 학자들의 관심과 주의가 상승함에 비해, 가계 경제적 스트레스와 심리적인 결과에서의 연결고리로 사회적 신뢰(개인적 자원)를 살펴본 논문은 없는 것으로 파악되었다. 따라서 스트레스 과정모델에서 제시하는 개인적 자원으로서 사회적 신뢰의 매개역할을 살펴보는 것이 필요하다고 본다.

또한, 대부분의 스트레스 경험들은 스트레스 요소만 존재하는 진공 상태에서 발생하는 것이 아닌 스트레스가 유발되는 사회 구조와 스트레스를 겪는 사람들의 사회적 위치와의 상호작용과 함께 발생하게 되고, 이는 스트레스 결과의 다른 양상으로 연결될 수 있다(Pearlin, 1989). 따라서 스트레스 과정을 살펴봄에 있어 개인이나 가족의 고유한 특성(예: 성별, 인종) 및 문화적, 환경적, 그리고 배경적인 맥락(예: 사회계층)을 고려하여 살펴보는 것이 필요하다(Pearlin & Bierman, 2013). 선행연구에 따르면 본 연구의 주요한 요인인 경제적 스트레스, 사회적 신뢰, 생활만족도는 성별(Lee et al., 2000), 교육수준(Lee & Oh, 2014)과 같은 고유한 특성요인과 주택소유유무(Jeon & Lim, 2012)와 같은 배경요인에 영향을 받는 것으로 나타났다. Pearlin(1989)은 이러한 정보들이 스트레스 과정 내 모든 단계와 연결되어 있으므로 각 단계를 분석함에 있어 이러한 인구사회학적 요인들이 포함되어야 한다고 봤다. 그러나 대부분의 선행연구는 이러한 배경요인들을 1차원적 영향요인이나 통제변인으로 분석하였다. 따라서 조절요인으로써 성별, 학력, 주택소유유무 등에 따라 경제적 스트레스 과정의 구조적 관계에 어떠한 차이가 있는지 살펴보는 것이 필요하다.

이러한 논의를 바탕으로 본 연구는 Pearlin과 Bierman(2013)이 제안한 스트레스 과정모델에 기반하여 가구의 경제적 어려움(1차 스트레스원: 외생 독립변인)과 경제적 부담(2차 스트레스원: 내생 독립변인)이 어떠한 진행 경로를 통해 부부의 생활만족도(스트레스 결과: 종속변인)에 영향을 미치는지를 사회적 신뢰(개인적자원: 매개요인)와 인구사회학적 요인(=성별, 학력, 주택소유유무: 조절요인)을 포함하여 체계적으로 살펴보고자 한다. 본 연구목적을 달성하기 위해 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.

연구문제 1. 가구의 객관적인 경제적 어려움, 주관적인 경제적 부담, 사회적 신뢰, 부부의 생활만족도 간의 관계는 어떠한가?
연구문제 2. 가구의 경제적 어려움은 경제적 부담과 사회적 신뢰를 매개로 부부의 생활만족도에 영향을 미치는가?
연구문제 3. 가구의 경제적 어려움, 경제적 부담, 사회적 신뢰, 부부의 생활만족도 간의 경로는 성별, 학력, 및 주택소유유무에 따라 유의한 차이가 나타나는가?

Ⅱ. 이론 및 문헌고찰

1. 스트레스 과정모델

스트레스 과정모델은 우울감에 대한 비자발적인 실직의 영향에 대한 Pearlin et al.(1981)의 초기연구에서 비롯되었다. 스트레스 과정모델은 4가지의 주요개념, 즉 ‘스트레스원(stressors)’, ‘매개 혹은 중재 요인으로서 ’개인적·사회적 자원(resources)’, ‘스트레스 결과(outcomes)’ 그리고 스트레스가 발생하는 ‘상황적 배경(structural contexts and statuses)‘에 의해 구조화된다(Pearlin & Bierman, 2013). [Figure 1]은 스트레스 과정모델의 개념적인 체계와 경로과정을 보여준다. 도표 안의 화살표는 요인 간의 영향 관계 및 경로를 나타내고, 점선은 스트레스 과정에서의 개인적·사회적 자원의 중재 역할을 의미한다. 스트레스 과정모델의 가장 큰 특징은 스트레스의 확산이라는 측면에서 스트레스원을 1차(primary)와 2차(secondary)로 나눠 구조화한 것이다. 즉, 스트레스를 처음 불러일으키는 사건 및 경험을 1차 스트레스원으로, 1차 스트레스원에 의해 유발되는 스트레스를 2차스트레스로 개념화한다. 이러한 스트레스의 확산 현상은 단일한 스트레스 요인의 존재가 아닌 스트레스 과정과 구조화에 있어 중요한 특징이 된다(Pearlin & Bierman, 2013).

[Figure 1]

The stress process (Pearlin & Bierman, 2013, p. 236)

Ⅲ. 연구방법

1. 연구모형

본 연구는 스트레스 과정모델의 이론적 개념 및 구조 관계를 기반으로 선행연구 고찰을 통해, 1차 스트레스원인 가구의 객관적인 경제적 어려움, 2차 스트레스원인 주관적인 경제적 부담, 매개요인인 사회적 신뢰, 스트레스 결과요인인 부부의 생활만족도 간의 영향 관계를 나타내는 연구모형을 설정하였고 [Figure 2]에 제시하였다. 그리고 이러한 구조적 관계에서 영향을 미칠 것으로 예측되는 인구사회학적 요인(성별, 학력, 주택소유유무)을 조절요인으로서 연구모형 분석에 포함하였다.

[Figure 2]

Research Model

Ⅳ. 연구결과

1. 기술통계 및 상관관계

전체집단에서 주요 요인의 기술통계 결과는 <Table 1>에 제시되었다. 먼저 가구의 경제적 어려움의 측정 변인들을 살펴보면, 1인당 가구소득의 평균은 약 1,400만원(SD = 8,072,074.13)이다. 가구의 순자산의 평균은 약 3,600만원(SD = 120,336,541.31)이고, 가구의 현재 경제상태의 평균은 3.41점(SD = .73)로 ‘보통수준’으로 나타났다. 가구의 경제적 부담은 2.5점(SD = .81)이고 사회적 신뢰의 평균은 3.11점(SD = 1.11)으로 ‘보통수준’으로 나타났다. 생활만족도의 하위요인들을 살펴보면, 여가생활만족도의 평균은 3.23(SD = .67)으로 보통수준인 것으로 나타났고, 주거환경만족도의 평균은 3.55점(SD = .62), 가족관계만족도의 평균은 3.74점(SD = .53), 사회적 친분관계만족도의 평균은 3.55점(SD = .55)으로 나타나 비교적 만족하는 수준으로 나타났다. 다음, 정규분포 가정을 충족시키는지 확인하기 위해 왜도(Skewness)와 첨도(Kurtosis)를 분석한 결과 변인들의 왜도와 첨도가 각각 절대값 1 미만과 8 미만으로 정규분포 가정을 충족시켰다(Kline, 2011). 그러나 1인당 가구소득, 가구의 순자산, 가구의 경제적 부담은 절대값 2 이하이므로 정규분포 가정을 만족시키는 것으로 간주했다(Hair et al, 1998).

<Table 1>

Characteristics for All Observed Variables

주요 요인들 간의 상관관계를 분석한 결과는 <Table 2>와 같다. 모든 측정 변인 간의 관계는 유의한 것으로 나타났다(p < .01). 가구의 경제적 어려움의 하위요인들과 가구의 경제적 부담 간 유의한 정적 상관관계를 나타냈고, 사회적 신뢰와 부부의 생활만족도 사이에서도 정적인 상관관계를 나타냈다. 반면, 가구의 경제적 스트레스와 사회적 신뢰 및 부부의 생활만족도 사이에서는 유의한 부적 상관관계를 나타냈다. 공선성을 검토한 결과, 요인들 간의 상관계수 중 최대인 값(r = .59)이 절대값 .7보다 낮아 다중공선성 문제는 나타나지 않았다. 보다 엄격하게 검증하기 위해 회귀분석을 실시하였고, 분산팽창지수(VIF)를 살펴본 결과 모든 분산팽창지수가 1.7보다 작았고 10을 넘지 않아 다중공선성의 문제는 없는 것으로 확인되었다(Kline, 2011).

<Table 2>

Bivariate Correlations

2. 측정모델 결과

측정 변인이 잠재변인을 적합하게 설명하고 그 관계가 설립하는지를 검증하기 위해, 측정모델에 대한 확인적 요인분석(CFA)을 실시하였고 결과는 <Table 3>에 제시되었다. 측정모델의 적합도를 살펴보면, χ² = 555.40(23), p < .001 으로 통계적으로 유의한 것으로 나타났으나 χ² 값은 표본의 크기에 민감하므로 다른 적합도 지수를 살펴보았다. 그 결과 CFI = .934, TLI = .897, GFI = .974, AGFI = .948, SRMR = .040, RMSEA = .071로 나타나 TLI와 RMSEA 적합도 지수가 적합한 범위에 미치지 못하는 것으로 나타났다. 측정모형의 적합도를 높이기 위해 수정지수(Modification Index)를 사용하였고, ‘생활만족도’의 두 측정 변인인 ‘여가생활’과 ‘가족관계’의 오차항끼리 공분산을 추가했다(Kline, 2011). 같은 잠재변인을 공유하는 두 측정 변인에는 만족도라는 유사한 내용이 포함되어 있어 오차항끼리의 잔여 상관이 추측됨에 따라 공분산 추가가 이론적으로 무리가 없다고 판단되어 측정모델을 수정하였다. 다시 적합도 지수를 조사한 결과, χ² = 349.53(22), p < .001, CFI = .960, TLI = .934, GFI = .984, AGFI = .967, SRMR = .035, RMSEA = .057으로 측정모형과 자료의 적합도가 적절한 것으로 나타났다. χ² 지수의 변화는 유의한 것으로 나타나 수정된 측정모델이 초기 측정모델과 다른 것으로 나타났다(Δχ² = 205.869, p < .001).

<Table 3>

Comparison of Model-Fit Statistics

가구의 경제적 어려움과 부부의 생활만족도의 모든 측정 변인에서 잠재변인에 이르는 요인적재량은 통계적으로 유의하였다. 표준화된 추정치가 1을 넘는 요인적재량이 없고, 분산 추정치에 (-) 값이 나타나지 않았다. 표준화된 요인적재량은 가구의 경제적 어려움을 측정하는 가구의 순자산을 제외하고는 모두 .5 이상으로 나타나 단일 차원성이 확보 되었다(Tabachnick & Fidell, 2013). 그러나 Kim(2007)은 요인적재량(β)의 절대값이 .4 이상일 때 유의한 변인으로 간주하였다. 이러한 기준에 따라 본 연구는 가구의 순자산이 평가 기준에 해당하는 것으로 간주하였다.

또한, 변인들의 C.R.(Construct Reliability: 개념 신뢰도)과 AVE(Average Variance Extracted: 평균분산추출)의 경우 모두 기준치 0.7과 0.5보다 높게 나타나 집중타당성이 확보되었다(Fornell & Larker, 1981; Hair et al., 1998). 마지막으로, 잠재변수 간의 상관계수 중 제일 큰 계수의 제곱근 값(=.136)이 AVE 값보다 훨씬 작기 때문에 잠재변인 사이에 판별타당성도 확보되었다(Fornell & Larcker, 1981).

3. 구조모형 분석결과

측정모델의 신뢰도와 타당도가 확보되어, 본 연구의 구조모형에 대한 분석을 실시하였고 그 결과는 <Table 4>와 같다. 구조모형의 적합도 지수를 확인한 결과, χ² = 349.527(22), p < .001, CFI = .960, TLI = .934, GFI = .984, AGFI = .967, SRMR = .035, RMSEA = .057으로 나타났다. 잠재변인 간의 직접 효과를 검증하기 위해, 구조모형의 경로계수를 살펴보면, 1차 스트레스원인 가구의 경제적 어려움은 2차 스트레스원인 경제적 부담(β = .173, p < .01), 매개요인인 사회적 신뢰(β = -.311, p < .01), 스트레스 결과인 부부의 생활만족도(β = -.431, p < .01)에 직접적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 2차 스트레스원인 경제적 부담은 부부의 생활만족도(β = -.031, p < .05)에는 직접적으로 유의미한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났으나 매개요인인 사회적 신뢰에는 직접적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 매개요인인 사회적 신뢰는 결과요인인 부부의 생활만족도(β = .187, p < .01)에 직접적으로 유의미한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

<Table 4>

Parameter Estimates for the Structural Model

4. 매개 효과 검증

잠재변인들 사이의 경로들에 있어 직접효과와 간접효과에 따른 총효과를 분석하기 위해 Bootstrapping을 실시하였고 그 결과는 <Table 5>에 제시하였다. 1차 스트레스원인 가구의 경제적 어려움이 결과요인인 부부의 생활만족도에 미치는 직접효과는 -.431(p < .01)이고 2차 스트레스원인 경제적 부담과 매개요인인 사회적 신뢰를 통해 간접적으로 미치는 효과는 -.063(p < .01)으로 나타났다. 구체적으로 가구의 경제적 어려움이 어떠한 요인과의 매개 경로를 통해 부부의 생활만족도에 간접적인 영향을 미치는지 살펴본 결과, 가구의 경제적 어려움, 경제적 부담, 부부의 생활만족도의 경로에서는 가구의 경제적 어려움의 간접효과가 -.005(p > .05)로 나타나, 가구의 경제적 어려움과 부부의 생활만족도 사이에서 경제적 부담의 매개역할은 확인되지 않았다. 그러나 가구의 경제적 어려움, 사회적 신뢰, 부부의 생활만족도 사이의 경로에서는 가구의 경제적 어려움의 간접효과가 -.058(p < .01)로 나타나 사회적 신뢰가 가구의 경제적 어려움과 부부의 생활만족도 사이에서 매개역할을 하는 것을 확인하였다. 사회적 신뢰의 매개모형과 관련해 부분 매개모형과 완전매개 모형은 내재된(nested) 관계에 있으므로, 두 모형 중 보다 자료를 잘 설명하는 모형을 살펴보고자 χ² 검증을 실시하였고, χ² 지수는 유의하게 변화한 것으로 나타났다(Δχ² = 465.148, p < .001). 즉, 사회적 신뢰는 가구의 경제적 어려움과 부부의 생활만족도 사이에서 부분적으로 매개하는 것을 알 수 있다. 2차 스트레스원인 경제적 부담과 매개요인인 사회적 신뢰 사이에서 직접적인 영향 관계가 나타나지 않으므로 1차 스트레스원인 가구의 경제적 어려움과 부부의 생활만족도 사이의 연속 이중 매개효과를 비롯한 다른 경로에서의 매개 효과는 검증되지 않았다.

<Table 5>

Decomposition Effects of the Mediation Models

5. 다집단 분석결과

본 연구에서는 구조모형의 잠재변인 간의 경로들이 부부의 성별, 학력, 그리고 가구의 주택소유유무에 따라 차이가 나타나는지 확인하기 위해 다집단 분석을 실시하였다. 먼저 3개의 조절요인에 따른 각 집단별 측정모형의 형태동일성, 측정동일성, 절편동일성을 검증하였다. 측정모형의 형태동일성에 있어, 각 집단별 측정모형의 적합도 지수가 적절한 수준인 것으로 확인되어 형태동일성이 성립함을 확인하였다. 측정동일성에 있어, 집단 간 동일성 제약을 가하지 않은 자유모델과 모든 측정변수의 요인계수에 동일하게 제약을 한 제약모델을 비교하였고, χ² 지수의 변화를 검증한 결과 두 모형이 유의하게 다르지 않고 동일한 것으로 확인되어 측정동일성 가정이 충족되었다. 절편동일성에 있어, 측정변수의 절편에 제약을 가하지 않은 자유모델과 제약을 가한 제약모델을 비교하였고 두 모형이 동일한 것으로 확인되었다.

다음으로 부부의 성별, 학력, 주택소유유무에 따라 구조모형에서의 집단 간 경로계수의 차이를 검증하였다. 먼저 성별에 따른 다집단 분석의 결과는 <Table 6>과 같다. 성별에 따른 집단별로 제약을 가하지 않은 모델과 제약을 가한 모델 사이에 유의한 차이가 나타나지 않았다((Δχ² = 10.569, p > .05).

<Table 6>

Results of Multi-group Analysis on Gender

학력에 따른 분석결과는 <Table 7>과 같다. 집단별 자유모델과 제약모델 사이에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다(Δχ² = 19.724, p < .01). 구체적인 경로의 차이를 살펴보면, 사회적 신뢰에서 부부의 생활만족도에 이르는 경로에서 고졸 이하 학력집단에 비해 대졸 이상의 학력집단에서 더 큰 정적 영향력을 미치는 것으로 나타났다. 마찬가지로 가구의 경제적 어려움에서 경제적 부담에 이르는 경로에서는 고졸 이하 학력집단에 비해 대졸 이상 학력집단에서 보다 더 큰 정적영향을 주는것으로 나타났다. 반면 가구의 경제적 어려움에서 생활만족도에 이르는 경로에서는대졸 이상의 학력집단에 비해 고졸 이하의 학력집단에서 더 큰 부적 영향력을 미치는 것으로 나타났다.

<Table 7>

Results of Multi-group Analysis on Education

가구의 주택소유유무에 따른 분석결과는 <Table 8>과 같다. 집단별 자유모델과 제약모델 사이에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다(Δχ² = 25.406, p < .001). 구체적인 경로의 차이를 살펴보면, 가구의 경제적 어려움에서 부부의 생활만족도에 이르는 경로에서 주택소유집단에 비해 세입자집단에서 더 큰 부적 영향력을 미치는것으로 나타났다. 반면, 가구의 경제적 어려움에서 경제적 부담에 이르는 경로에서는 세입자집단에 비해 주택소유집단에서 더 큰 정적 영향을 주는 것으로 나타났다.

<Table 8>

Results of Multi-group Analysis on Home Ownership

Ⅴ. 논의

본 연구는 Pearlin과 Bierman(2013)의 스트레스 과정모델을 기반으로 가구의 객관적인 경제적 어려움(1차 스트레스원), 가구의 주관적인 경제적 부담(2차 스트레스원), 사회적 신뢰(매개요인)가 어떠한 경로를 통해 부부의 생활만족도(스트레스 결과)에 영향을 미치는가를 살펴보고, 이러한 스트레스 진행 과정에서 인구사회학적 요인(성별, 학력, 주택소유유무)에 따라 어떠한 차이를 나타내는지 살펴보고자 했다. 본 연구의 주요한 결과와 그에 따른 논의는 다음과 같다.

첫째, 스트레스의 진행 과정에 있어 가구의 경제적 어려움은 경제적 부담에 직접적인 정적 영향을 미치는 것으로 나타났고, 경제적 부담은 다시 부부의 생활만족도에 직접적인 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 1차 스트레스원이 2차 스트레스원을 야기하여 2차 스트레스원으로 하여금 심리적으로 불안정한 결과를 초래하게 한다는 스트레스 과정모델의 이론적 경로 구조에 부합한다(Pearlin & Birman, 2013). 또한, 이러한 구조 관계를 검증한 다수의 선행연구 결과와도 일치한다(Conger et al., 1992; Elder et al., 1992; Mistry et al., 2002; Newland et al., 2013; Pearlin et al., 1981; Solantaus et al., 2004). 이는 객관적 차원에서의 경제적 어려움을 더 많이 겪을수록 각 가구가 느끼는 주관적인 경제적 부담감은 상승하게 되고 이러한 경제적 부담감은 결국 부부의 생활만족도 하락으로 이어지게 됨을 시사한다.

그러나 이러한 경로에서 경제적 부담이 가구의 경제적 어려움과 부부의 생활만족도 사이를 통계적으로 유의하게 매개하는지 살펴본 결과, 경제적 부담의 매개역할은 확인되지 않았다. 이는 매개효과를 검증한 선행연구(Conger et al., 1992; Elder et al., 1992; Lee et al., 2000; Mistry et al., 2002)의 결과와 부합하지 않는다. 따라서 가구의 경제적 스트레스의 과정에 있어 경제적 부담의 매개 효과에 대한 후속연구가 더 필요하다고 본다. 다만 본 연구는 2차 경제적 스트레스를 측정하기 위해 경제적 부담을 느끼는 항목을 선택한 횟수를 이산변수로 측정하여 구성된 변수를 사용하였다. 반면 선행연구에서는 경제적 상황과 관련하여 느끼는 스트레스 정도를 측정한 요인(Lee et al., 2000)을 사용하였으므로 측정 도구에서 선행연구와 차이를 드러낸다. 따라서 후속연구에서는 일관된 측정 도구의 사용을 통해 경제적 부담의 매개 효과를 좀 더 명확하게 규명하는 것이 필요하다.

둘째, 스트레스 과정모델의 이론적 체계와 개념을 근거로 본 연구에서는 경제적 스트레스와 부부의 생활만족도 사이의 관계를 매개하는 요인으로 사회적 신뢰를 포함하여 연구모형을 검증하였다. 그 결과 사회적 신뢰는 1차 스트레스원인 가구의 경제적 어려움과 부부의 생활만족도 간의 경로에서 부분적으로 매개하는 것으로 나타났다. 즉, 가구의 경제적 어려움은 직접적으로 부부의 생활만족도에 영향을 미치는 것과 동시에 사회적 신뢰를 통해 간접적으로도 영향을 미치는 것을 확인하였다. 이는 사회경제적으로 불안정한 시기에 실질적인 경제적 어려움은 사회경제적인 지위 상승 가능성에 대한 긍정적인 기대를 약화시키고 사회에 대한 불신감 상승을 야기하여 결국 부부의 생활만족도 수준을 떨어뜨리는 결과를 초래함을 시사한다(Hurd & Rohwedder, 2010; Habibov & Afandi, 2015; Lee, 2009; Park, 2008). 이러한 결과는 이론적 모델과 선행연구들을 통해 유추한 스트레스 과정의 개연성을 통계적으로 확증한 것으로 볼 수 있다. 또한, 불안정한 사회경제적 분위기와 수저 계급론의 여파에 따른 사회적 신뢰에 대한 학자들의 관심이 고조되고 있는 시기에(Kang et al., 2012; Lee & Yang, 2012), 경제적 스트레스의 진행 과정에 있어 사회적 신뢰를 매개요인으로 검증한 논문이 전무한 상황에서 본 연구의 결과는 학술적 자료로서 의미를 찾을 수 있다.

그러나 2차 스트레스원인 경제적 부담과 부부의 생활만족도 사이의 경로에서는 사회적 신뢰의 매개역할이 검증되지 않았다. 이는 매개 효과를 분석하기 전, 이미 경제적 부담과 사회적 신뢰 사이에서 직접적인 관계가 없는 것으로 나타난 본 연구결과를 통해 파악할 수 있다(Baron & Kenny, 1986). 경제적 부담과 사회적 신뢰 사이의 직접적인 영향 관계를 살펴본 선행연구가 아직까지 전무한 것으로 파악된 상황에서 비교를 통해 결과를 해석하는 것은 불가능하다. 다만 이러한 연구결과를 통해 사람들이 경제적 상황에 따른 사회적인 신뢰와 지각에 있어 주관적인 느낌이나 생각보다는 객관적인 사실과 정황 증거에 보다 더 근거를 두고 사고하는 경향이 있는 것으로 볼 수 있다. 그러나 관련 연구가 매우 부족한 현 상황에서 후속연구를 통해 가구의 주관적인 경제적 부담과 사회적 신뢰 사이의 관계를 보다 명확하게 검증할 필요가 있다.

셋째, 본 연구는 부부의 성별, 학력 및 가구의 주택소유우무에 따른 연구모형의 차이를 알아보기 위해 다집단 분석을 실시하였고, 그 결과 성별을 제외한 학력과 주택소유유무가 스트레스 과정에 있어 중재요인으로서 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 먼저 학력이 낮을수록(고졸 이하) 부부의 생활만족도에 대한 경제적 어려움의 부적 영향력은 더 커진 것으로 나타난 반면 사회적 신뢰의 정적 영향력은 더 작아지는 것으로 나타났다. 즉, 부부의 학력이 낮을수록 미래의 희망 혹은 사회적 가능성에 대한 신뢰보다는 현재 상황의 인식과 어려움이 부부의 생활만족도에 더 중요한 요인임을 알 수 있다. 이는 학력이 낮은 집단일수록 저소득층 혹은 빈곤가구일 가능성이 높고(Lee & Lee, 2016), 따라서 현실적인 경제적 부담감이 삶의 질을 결정하는데 더 직결되고 중요하기 때문인 것으로 볼 수 있다. 또한, 주택을 소유하지 않은 세입자일수록 부부의 생활만족도에 대한 가구의 경제적 어려움의 부적 영향력은 더 큰 것으로 나타났다. 이는 주택을 소유하지 않을 경우 가계 예산에서 주거비가 차지하는 비중이 크게 되고 부채위험이 높기 때문에(Jeon & Lim, 2012) 주택소유자보다 경제적인 어려움을 겪을 가능성이 더 높고 따라서 부부의 생활만족도 수준도 하락하게 되는 것으로 볼 수 있다. 이러한 결과들을 통합적으로 보면, 학력이 높을수록 그리고 주택을 보유할수록 경제적 부담에 대한 가구의 경제적 어려움의 정적 영향력이 더 큰 것으로 나타났다. 이는 경제적 어려움에 대한 객관적 스트레스와 주관적 스트레스 사이의 관계를 나타낸다. 고학력 주택소유자일 경우 비교적 안정적인 사회집단에 속한다고 볼 수 있다. 따라서 이러한 환경에 속한 부부가 경제적으로 어려움을 겪게 된다면 그들이 체감하는 경제적 부담감은 훨씬 더 크고 심각하게 작용할 수 있음을 파악할 수 있다.

본 연구의 결과를 바탕으로 시사점 및 실천적 제언을 다음과 같이 제시하고자 한다. 첫째, 선행연구와 마찬가지로 본 연구결과 부부의 생활만족도를 향상시키기 위한 가장 기본적인 요소는 자녀를 키우는 가구의 경제적 어려움의 해소와 경제적 부담감 축소에 있다. 경제적 어려움을 줄이기 위한 대안적 실천적 프로그램은 이미 우리 사회에서 다각적으로 논의되어 왔지만(Kim et al., 2009; Song et al., 2009), 여전히 연구결과를 통해 경제적 어려움이 부부의 생활만족도를 결정하는 요인으로 드러나고 있고 이는 앞으로도 이러한 관계에 있어 지속적인 연구와 논의가 필요함을 시사한다. 또한, 다집단 분석에서 드러난 것처럼, 이러한 경로는 사회적으로 안정된 집단에서 좀 더 강한 연결 관계를 나타낼 수 있다. 경제적으로 불안정한 시기에 빈곤가구 뿐만 아니라 중산계층의 가구 또한 체감경기에 있어 경제적 부담감을 호소할 수 있고 이러한 경제적 부담감이 그들의 삶의 행복을 방해할 수 있다. 따라서 주로 취약계층에 집중된 가계경제 관련 정책적 방안 및 교육프로그램을 전 계층으로 확대실시되는 것이 무엇보다 필요할 수 있다.

둘째, 본 연구에서는 경제적으로 어려운 시기에 사회적 신뢰수준이 높고 노력에 의한 사회경제적 지위 상승 가능성에 대해 긍정적으로 기대할수록 부부의 생활만족도가 상승함을 확인하였다. 따라서 경제회복을 위한 노력과 더불어 사회에 대한 신뢰감과 긍정적인 기대감을 향상시키는 것이 무엇보다 중요하다. 그러나 우리 사회의 공정성에 대한 인식을 조사한 결과(Jang, 2017), 응답자의 약 48%는 우리 사회에서 원칙대로 하면 손해를 본다고 답했고, 약 53%는 우리 사회에서 성공하기 위해서는 연줄과 같은 배경이 중요하다고 답했다. 즉, 과반수에 가까운 사람들은 우리 사회가 공정하지 않다고 인식하고 있고 이러한 부정적인 시각은 우리 사회의 분위기를 대변하고 있다. 그러므로 이러한 사회적 분위기를 해소하고 긍정적이고 가능성이 있는 사회적 환경과 신뢰감을 조성하기 위한 정책 마련과 더불어 공정한 사회를 위한 사회적 캠페인 같은 적극적인 노력이 필요하다.

셋째, 학력에 따라 스트레스 경로에서 차이가 나타났다. 이러한 결과를 고려하여 부부의 생활만족도를 향상시키기 위한 방안을 다양하게 모색하면, 우선 저학력 집단의 경우 저소득층에 속할 가능성이 매우 높기 때문에 현재 삶 속에서 겪는 경제적 어려움과 부담감을 경감시키기 위한 가계경제 안정화를 위한 정책적 접근의 시도가 필요할 것으로 본다. 반면, 고학력 집단을 위해서는 실질적인 경제적 효과보다는 사회경제적인 지위 상승 가능성과 더불어 사회적 신뢰와 관련하여 좀 더 긍정적이고 희망적인 시각을 가질 수 있도록 사회 환경의 개선 및 개입이 무엇보다도 중요할 것이다.

본 연구의 제한점과 이를 보완할 수 있는 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 2차 데이터인 한국노동패널조사 자료를 이용하므로 가구의 경제적 어려움과 스트레스 과정에 관한 기존의 선행연구에서 사용된 측정 변인들을 포함하는데 한계가 있다. 특히 앞서 언급한 것과 같이 2차 스트레스원인 경제적 부담은 기존의 선행연구와 다른 변수를 구성하였다. 이러한 사항은 본 연구의 결과와 기존의 연구결과를 비교하기에 한계가 있다. 둘째, 본 연구에서 사용한 한국노동패널조사 자료는 제주도를 제외한 전국의 도시 거주자로부터 자료를 수집하였기 때문에 결과를 일반화하기에 비교적 용이할 수 있으나, 농어촌지역을 제외하였으므로 연구의 해석에 있어 제한적이다. 경제적 어려움이나 인구사회학적 특성 및 환경적인 부분에서 도시와 농어촌지역은 분명하게 다른 특징을 갖고 있기 때문에(Kim & Shin, 2007), 후속연구에서는 농어촌지역의 가구를 포함한 자료 분석 혹은 농어촌 가구의 스트레스 과정모델을 분석할 필요가 있다.

이러한 연구의 제한점에도 불구하고 본 연구는 Pearlin과 Bierman(2013)의 스트레스 과정모델과 문헌고찰을 기반으로 가구의 경제적 스트레스에 관한 연구모형을 구성하고 분석함으로써 1차와 2차로 이어지는 가구의 경제적 스트레스 확산과 이러한 경제적 스트레스가 개인적 자원으로서 사회적 신뢰를 통해 부부의 생활만족도에 영향을 미치는 일련의 과정을 살펴봄으로 기존의 연구에서 살펴본 연구모형을 확대하여 탐구했다. 또한, 인구사회학적 요인들의 조절효과에 따라 이러한 경로에서의 차이를 살펴봄으로써 가구의 경제적 스트레스와 부부의 생활만족도 간의 구조적이고 맥락적인 관계를 이해하고자 했다. 본 연구의 결과를 토대로 경제적으로 어려운 상황에서 부부의 생활만족도와 삶의 안녕감을 향상시키기 위한 자원을 탐색하고 실천적 방안을 모색함으로 가족지원 정책에 필요한 기초자료를 제공하였고 이에 본 연구의 의의가 있다고 본다.

Acknowledgments

본 논문은 2016년도 한국가정관리학회 추계학술대회에서 발표한 논문을 대폭 수정·보완한 것임.

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