Married Employees’ Work-Family Balance Perception and Psychological Well-Being

Seon Mi Lee

doi:10.6115/fer.2016.039

Fam. Environ. Res > Volume 54(5); 2016 > Article

기혼취업남녀의 일가족양립 인식도와 심리적 복지

Original Article

Fam. Environ. Res 2016;54(5):499-514.

Published online: October 14, 2016

DOI: https://doi.org/10.6115/fer.2016.039

기혼취업남녀의 일가족양립 인식도와 심리적 복지

이선미

전남대학교 생활환경복지학과

Married Employees’ Work-Family Balance Perception and Psychological Well-Being

Seon Mi Lee

Department of Family Environment & Welfare, Chonnam National University, Gwangju, Korea

Corresponding Author: Seon Mi Lee Department of Family Environment & Welfare, Chonnam National University, 77 Yongbong-ro, Buk-gu, Gwangju 61186, Korea Tel: +82-62-530-1320 Fax: +82-62-530-1329 E-mail: dreamlp@empal.com

Received June 30, 2016 Revised July 18, 2016 Accepted July 28, 2016

Abstract

This study was to determine general trends with respect to work-family balance perception and psychological well-being, examine correlations between related variables, investigate differences in related variables, and understand the effect of work-family balance perception on psychological well-being in married employees. The subjects were 300 married employees living in G city. The subjects completed a questionnaire and data were analyzed using IBM SPSS 21.0. The major findings were as follows. First, the average scores of men and women’s self-esteem were higher than the median. Men had a more traditional gender role attitude and higher work-family balance perception level than women. The scores of men and women’s depression were lower and life satisfaction were higher than the median. Second, the scores of men and women’s work-family balance perception were different according to working hours. Men’s psychological well-being were different according to the scale of work place and women’s psychological well-being were different according to household working time. Third, depression in married employees were negatively related to life satisfaction. Their psychological well-being were significantly related to work-family balance perception. Fourth, men’s depression were influenced by self-esteem, social care service, family→work conflict, and work→family conflict. Depression in women were influenced by health state, self-esteem, gender role attitude, family→work conflict, and work→family conflict. Men’s life satisfaction were influenced by health state, economic state, and self-esteem. Women’s life satisfaction were influenced by health state, economic state, weekly working hours, self-esteem, and work→family conflict.

Keywords: married employee, work-family balance perception, psychological well-being

서론

우리나라 여성의 경제활동참가율이 2015년에는 51.8%로 나타나 2009년 49.2% 이후 여성의 경제활동참가율이 증가추세에 있다. 그러나 장기적 추세를 보면 지난 10년간 여성경제활동참가율은 대체로 50% 수준에서 정체된 상황이고, 한국의 여성 경제활동참가율은 OECD 32개 국가 중 하위권을 기록하고 있다[47]. 연령에 따른 여성의 경제활동참가율에서도 선진국은 역 U자형을 나타내는 반면, 우리나라는 M커브 현상이 지속되고 있는데[36], 이는 상당수 여성이 가사, 육아 부담 등으로 경력단절을 경험하고 있기 때문이다.

여성 특히, 기혼여성의 취업은 남녀 모두에게 전통적인 성역할 구분에서 벗어나 변화된 역할수행을 요구한다. 기혼여성에게 취업은 결혼으로 인한 여성의 가족 내 책임과 직장생활로 인한 사회적 역할이 가중됨을 의미하고[24], 이는 다양한 갈등으로 표출될 수 있다. 한편 과거 가부장중심 사회에서 성별분업을 당연시해 왔던 분위기와 달리 가사 노동이 더는 여성만의 책임이 아니라는 인식의 확대로 기혼남성 역시 새로운 역할 갈등에 직면하게 되었다[7]. 따라서 일과 가족생활을 포함한 전반적인 생활의 균형은 남녀 모두에게 관심 주제가 되고 있다[12, 16].

일가족양립은 직장 내 역할과 가정 내 역할에 동등하게 관여하는 정도[26, 34], 직장과 가정에서의 역할 갈등이 없거나 역할 갈등이 최소한으로 존재하는 상태[9, 30]를 말한다. 정부는 일가족양립을 지원하기 위해 다양한 정책을 제시하고 있는데, 일가족양립 정책에는 보육서비스, 출산휴가 및 육아휴직, 노동시간정책 등의 제도적 지원과, 가족 내부적으로 보다 평등한 역할과 책임을 분담할 수 있도록 노동시장 관행을 변화시키는 문제까지를 포함한다[16].

한국 사회에서는 2000년대 중반 ‘일가정양립,’ ‘일생활균형’ 등의 용어가 등장하고 2007년에 “남녀고용평등에 관한 법”이 “남녀고용평등 및 일·가정 양립 지원에 관한 법”으로 전면 개정되면서 일·가정 양립 지원 제도가 본격적으로 시행되었다. 현재 한국 사회에서 진행되고 있는 일가정양립 정책으로는 모성보호, 육아휴직과 가족돌봄 휴직, 유연 근무 관련 정책 등이 있는데, 출산을 담당하는 여성의 모성보호 차원에서 출산 전후 휴가, 배우자 출산 휴가, 수유시설 및 수유시간 제공 등의 정책이 마련되어 있다. 출산 이후 자녀 돌봄이나 가족 돌봄의 문제를 지원하기 위해 육아휴직제도나 육아기 근로시간 단축제도, 기타 가족돌봄 휴직제도 등이 운영되고 있고, 근무시간 및 근무방법의 융통성을 제공하기 위해 시간제 근로, 재택 근무 등 유연 근무제도 또한 마련되어 있다[28].

그러나 이러한 정책이 현장에서 얼마나 적용 실시되고 있는지, 근로자는 이 제도를 필요시 적절히 이용하고 있는지에 대해서는 낙관적일 수만은 없는 것이 현실이다[20, 23]. 일가족양립을 위한 다양한 제도가 마련되어도 사회구성원 개인이 경험하는 일가족양립의 수준은 그들이 구체적으로 처한 상황과 조건에 따라 달라지기 때문이다[46].

따라서 일가족양립정책 자체보다는 일가족양립의 수준을 인식하는 정도, 즉 일가족양립 인식도가 현실에서 더 중요한 의미를 가질 수 있다. 일가족양립 인식도는 정책, 기업, 가족 등 주변 환경에서의 일가족양립 정도에 대해 개인이 어떻게 인식하고 있는가, 그리고 실제 개인이 일과 가족생활을 병행해가면서 느끼는 개인적인 갈등은 어느 정도인지 등을 포함하여[46] 개인의 일가족양립 수준에 대한 전반적인 인식 수준을 파악하게 해 준다.

일가족양립 정도에 대한 인식 수준은 성별에 따라 다를 수 있다. 일반적으로 남성은 여성보다 일가족양립 정도를 높게 인식하고 있는데[46, 48], 이는 가사노동과 돌봄 노동을 여성의 주요 역할로 여겨오던 사회분위기에서 여성의 역할 갈등이 남성보다 더 크기 때문으로 볼 수 있다. 이러한 경향은 일가족양립의 하위 영역에 대한 인식도에서도 나타났는데, 남성은 개인적인 시간이 많을 때 일가족양립 인식 수준이 높았으나, 여성은 가족에 대한 시간이 많을 때 일가족양립 인식 수준이 높게 나타났다[22].

한편 일가족양립에 대한 인식은 일과 가족생활 모두를 수행해야 하는 근로자의 부정적인 경험을 완충시켜줌으로써 심리적 복지를 향상시킬 수 있다[2, 11, 17, 21, 44]. 심리적 복지란 자신의 전반적인 삶에 대한 주관적인 평가를 의미하며, 삶에 대한 성공적인 적응을 측정하는 개념이다. 심리적 복지는 긍정적인 복지와 부정적인 복지로 나눌 수 있는데[3], 이 두 차원은 독립적으로 공존하며 부정적 측면보다 긍정적 측면이 상대적으로 우세할 때 복지감이 높다고 할 수 있다[10]. 선행연구에 따르면 기혼취업남녀의 심리적 복지는 양호한 수준으로 나타났다[1, 25, 48].

기혼취업남녀가 직장과 가정을 잘 양립할 수 있다면 취업은 오히려 그들의 결혼생활을 더욱 풍요롭고 윤택하게 할 수 있는 기회가 될 수 있다[39]. 기혼취업남녀의 일가족양립과 심리적 복지와의 관계에 대한 선행연구들에 따르면, 기혼취업남녀의 환경에 대한 일가족양립 인식도가 높을수록 심리적 복지의 수준도 높아지는 것으로 나타났다[2, 5, 6, 9, 26, 30, 34, 48]. 즉, 일가족양립에 대해 상관이나 동료의 지원이 많을수록, 일가족양립제도의 이용이 자유롭다고 인식할수록[1, 48], 가족의 일가족양립 지지가 높을수록[6, 25] 심리적 복지 수준도 높아지는 것으로 나타났다. 한편 개인적으로 경험하는 가정 내 일가족양립 갈등과 심리적 복지는 부적 상관이 있는 것으로 나타났는데, 일가정 갈등에 대한 인식도가 낮을수록 생활만족도는 높아지고 우울수준은 낮아지는 것으로 나타났다[5, 13, 21, 25, 31, 37].

그러나 지금까지 진행된 일가족양립과 심리적 복지에 관한 연구들은 단편적인 측정도구를 주로 사용해 왔다. 일가족양립정도에 대한 인식 수준을 파악하기 위해, 조직문화[48], 가사분담 및 가사노동시간[4, 49], 일가정 갈등[31], 사회적 지지와 일가족갈등[6], 가정과 직장요인[17] 등의 변인을 사용했는데, 이 변인들은 근로자의 개인적 차원만을 파악하거나 제한적인 환경만을 측정하고 있다는 데 한계가 있다. 기혼취업남녀는 직장환경과 가족환경, 지역사회환경 등 다양한 주변 환경의 영향뿐 아니라 일상생활에서 자신이 경험하는 다양한 갈등양상까지 복합적인 영향을 받으며 생활하게 된다. 따라서 기혼취업남녀의 일가족양립에 대한 심도 있는 연구를 위해서는 그들을 둘러싼 다양한 측면을 모두 포함하여 접근하는 것이 필요할 것이다. 기존의 심리적 복지에 대한 연구들 또한 대부분 심리적 복지의 긍정적 측면이나 부정적 측면 중 어느 한쪽만을 사용하는 연구[5, 9, 21, 27, 30, 48]가 주로 실시되었다. 그러나 심리적 복지란 긍정적 측면과 부정적 측면의 연속선상에 있는 개념[10]이므로 긍정적 측면과 부정적 측면을 모두 포함하여 기혼취업남녀의 심리적 복지의 수준을 파악해야 할 것이다.

한편 일가족양립이라는 주제는 지금까지 주로 여성의 관점에서 진행되었고[13, 17, 26], 일부 남성을 대상으로 하는 연구가 시작되고 있다[42]. 그러나 일가족양립은 이제 남성과 여성 어느 일방에게만 해당되는 문제가 아니라 남녀 모두에게 공히 중요한 사안이 되고 있다. 남성의 가정참여에 대한 요구가 증가하고 있고, 정부에서도 일가족양립정책의 대상을 여성뿐 아니라 남성에게 확대 적용시키고 있다. 따라서 일가족양립 인식도에 대한 연구도 남성과 여성을 모두 포함시키고, 그들 간의 차이를 파악하는 접근이 진행되어야 할 것이다.

따라서 본 연구는 기혼취업남녀를 대상으로 그들의 일가족양립 인식도와 심리적 복지 상태를 파악하고 성별에 따른 차이를 살펴보고자 한다. 또한 인구사회학적 변인 및 취업 관련 변인에 따른 일가족양립 인식도와 심리적 복지의 차이를 살펴보고, 일가족양립 인식도와 심리적 복지의 상관관계를 파악하고자 한다. 마지막으로 기혼취업남녀의 심리적 복지에 영향을 미치는 변인들을 성별로 분석하여 일가족양립을 통한 심리적 복지 증진 방안을 모색하기 위한 기초자료를 제공하고자 한다.

연구방법

1. 연구문제

첫째, 기혼취업남녀의 개인 특성 관련 변인, 일가족양립 인식도, 심리적 복지의 일반적 경향은 어떠한가?
둘째, 기혼취업남녀의 성별에 따라 사회인구학적 변인, 직장 관련 변인에 따른 일가족양립 인식도와 심리적 복지의 차이는 어떠한가?
셋째, 기혼취업남녀의 일가족양립 인식도와 심리적 복지의 상관관계는 어떠한가?
넷째, 기혼취업남녀의 사회인구학적 특성, 직장관련 변인, 개인 특성 관련 변인, 일가족양립 인식도가 심리적 복지에 미치는 영향력은 어떠한가?

2. 조사대상 및 자료수집

본 연구는 2014년 11월 한달 동안 G시에 거주하는 기혼취업남녀를 대상으로 설문조사를 실시하였다. 직장환경과 관련된 질문내용을 고려하여 대상자 선정 시 개인사업자나 자영업자는 제외하였다. 설문지는 320명에게 배부하였으나 부실기재하였거나 조건에 부합하지 않은 응답자를 제외한 300명의 자료를 분석에 사용하였는데, 이 중 기혼취업남성은 141명, 기혼취업여성은 159명이었다.

조사대상자의 일반적 특성은 Table 1과 같다. 연령은 남성의 경우 40대가 46.8%로 가장 많았고, 여성은 40세 미만이 48.4%였다. 남녀 모두 대졸이상의 학력수준이 높게 나타났고, 종교는 없는 경우가 남성은 63.8%, 여성은 54.7%였다. 자신의 건강상태에 대해 남성의 57.5%, 여성의 51.3%가 보통 수준이라고 응답했고, 가족형태는 부부와 자녀로 구성된 핵가족이 남녀 모두 80% 이상으로 나타났다. 남성의 65.2%, 여성의 100%가 맞벌이였고, 자녀는 2명인 경우가 높게 나타났는데, 만6세 이하 자녀를 두고 있는 경우가 남성은 31.9%, 여성은 29.6%였다. 가정의 월평균소득은 남성의 경우 400만원 미만이 36.8%였고, 여성은 400만원대가 26.4%였다. 자신의 가정경제수준에 대해서는 남성의 75.9%, 여성의 75.5% 이상이 중간 수준으로 응답하였다. 주당 가사노동 시간의 경우 남성은 1시간 초과 5시간 이하가 39.7%로 나타난 반면, 여성은 10시간 이하가 44.4%로 나타났다.

조사대상자의 직장 관련 특성은 Table 2와 같다. 남녀 모두 사무직 종사자가 가장 많았고, 고용형태는 남성과 여성 모두 전일제 정규직 근로자의 비율이 높았으나, 여성의 경우 비정규직 근로자가 35.2%였다. 본인의 월평균소득은 남성의 경우 200만원 대가 35%였고, 여성은 200만원 미만이 43.7%였다. 현재 근무하는 직장의 근무년수는 남성의 경우 5년 미만이 29.7%, 10년 이상-15년 미만이 27.5%였고, 여성은 5년 미만이 43.9%였다. 직장규모는 남성의 경우 1,000인 이상이 40.4%, 여성은 30인 미만이 39.7%였다. 주당 근무시간은 남녀 모두 40-49시간이 가장 많았으나, 남성은 다음으로 50-59시간, 여성은 40시간 미만의 순으로 나타났다.

3. 조사도구

조사도구는 사회인구학적 변인, 직장 관련 변인, 개인 특성 관련 변인, 일가족양립 인식도, 심리적 복지로 구성하였는데, 각 척도의 구성 및 신뢰도(Cronbach α)는 Table 3과 같다.

1) 사회인구학적 변인 및 직장 관련 변인

조사대상자의 사회인구학적 특성을 파악하기 위해 성별, 연령, 학력, 종교, 건강상태, 가족형태, 맞벌이 여부, 자녀수, 만6세 이하 자녀 유무, 가정 내 월평균 소득, 가정경제상황, 주당 가사노동 시간 등을 단일문항으로 조사하였다. 조사대상자의 직장 관련 특성을 파악하기 위해서는 직업, 근로형태, 본인의 월평균소득, 현 직장 근무년수, 직장규모, 주당 근무시간 등을 단일문항으로 조사하였다.

2) 개인 특성 관련 변인

개인의 특성을 파악하기 위해 자아존중감, 성역할태도 등을 조사하였다. 자아존중감은 Rosenberg [43]의 자아존중감 척도를 이용하여 4문항으로 구성하였는데, 점수가 높을수록 자아존중감이 높은 것을 의미한다. 성역할태도는 Jeong [19]을 참고로 4문항으로 구성하였는데, 점수가 높을수록 전통적인 성역할태도를 나타낸다.

3) 일가족양립 인식도

일가족양립 인식도는 Song 등[46]의 일가족양립지수 중 일가족양립 인식지수를 이용하였다. Song 등[46]의 일가족양립지수는 정책차원에서의 일가족양립 정책지수와 개인차원에서의 일가족양립 인식지수로 구성하고 있는데, 기혼취업남녀의 일가족양립 인식도를 살펴보기 위한 본 연구의 목적 상 일가족양립 인식지수만을 이용하였다.

일가족양립 인식도란 일가족양립 정도에 대한 개인의 인식 수준을 말한다. 즉, 기혼취업남녀가 가정생활과 직장생활을 병행하는데 있어 역할 갈등을 최소로 경험하고 있음을 인식하는 정도를 말하는데, 일가족양립정도의 인식은 개인을 둘러싼 환경적 측면에서의 일가족양립 정도에 대한 인식과 개인적 생활에서의 일가족양립정도에 대한 인식으로 나누어 살펴볼 수 있다.

개인을 둘러싼 환경측면은 다시 직장환경, 가족환경, 지역사회 환경으로 구분하였는데, 직장환경에서의 일가족양립 인식 정도는 법정근로 이행 정도, 직장 내 조직문화, 직장의 선택근무제도 이용 가능성 등의 영역에서 일과 가족 양립 정도에 대한 인식 수준을 측정하는 문항으로 구성하였다. 가족환경 측면에서의 일가족양립 인식도는 가족 내 돌봄 요구 집중도나 기대치와 관련된 일가족양립 정도에 대한 인식수준을 측정하는 문항으로 구성하였다. 지역사회환경 관련 일가족양립 인식도는 지역사회 내 가족 돌봄서비스 이용 용이도에 대한 인식정도를 측정하였다.

개인적 생활에서의 일가족양립 인식도는 가정→일 갈등과 일→가정 갈등 측면에서 일가족양립 정도에 대한 인식 수준을 측정하였다. 가정→일 갈등은 가정생활로 인한 직장생활에서의 시간 부족이나 갈등과 관련되고, 일→가정 갈등은 직장일로 인해 가정일에서 발생하는 시간부족이나 갈등과 관련된다. 각 문항은 5점 Likert척도로 구성하였고, 가족환경, 가정→일 갈등과 일→가정 갈등은 역점수 처리하여 점수가 높을수록 일가족양립 정도에 대한 인식 수준이 높은 것을 의미한다.

4) 심리적 복지

심리적 복지란 자신의 전반적인 삶에 대한 주관적 평가를 의미하는데, 생활만족도와 우울 척도를 이용하여 측정하였다. 생활만족도 척도는 Olson과 Barnes [38]의 ‘Quality of Life’를 참고로 구성하였고, 우울은 Radloff [41]의 CES-D를 사용하였는데, 점수가 높을수록 생활만족도와 우울 수준이 높은 것으로 볼 수 있다. 생활만족도의 수준이 높고, 우울 수준이 낮을수록 심리적 복지 수준은 높은 것으로 볼 수 있다.

4. 분석방법

수집된 자료는 IBM SPSS ver. 21.0 (IBM Co., Armonk, NY, USA) 프로그램을 이용하여 분석하였는데, 빈도, 백분율, Cronbach a, 평균, 표준편차, t-test, analysis of variance (ANOVA), Duncan test, Pearson’s correlation, hierarchical regression 등을 실시하였다.

연구결과

1. 기혼취업남녀의 개인 특성, 일가족양립 인식도 및 심리적 복지의 일반적 경향

기혼취업남녀의 개인 특성, 일가족양립 인식도, 심리적 복지의 일반적 경향은 Table 4와 같다. 개인 특성 중 자아존중감은 남성이 3.70, 여성이 3.76점으로 남녀 모두 중간점인 3점보다 높게 나타났다. 성역할태도는 남성이 3.21점, 여성이 2.53점으로 성별에 따라 유의한 차이를 나타냈는데(t=7.54, p<.001), 남성이 여성보다 전통적인 성역할태도를 가지고 있는 것으로 볼 수 있다. 이는 Yoo [49]와 일치하는 결과이다.

전체 일가족양립 인식도는 남성이 3.16점, 여성이 3.04점으로 남녀 모두 중간점인 3점 이상으로 나타났는데, 남성의 일가족양립에 대한 인식 수준이 여성보다 높은 것으로 나타났다(t=2.44, p<.05). 이러한 경향은 선행연구와도 유사한 결과이다[16, 18]. 한편, 일가족양립 인식도의 각 영역별 경향을 살펴보면, 일가족양립 정도에 대한 인식 수준이 가장 높은 영역은 남성과 여성 모두 개인적 측면 중 가정→일 갈등으로 나타났는데, 남성이 4.13점, 여성이 3.93점이었다. 가장 낮은 인식 수준을 나타낸 영역은 직장환경 중 선택근무제도 이용 가능성으로 남성과 여성 모두 1점대에 머물고 있어, 시차출퇴근제도나 재택근무 등 직장의 유연한 근로제도 이용을 통한 일가족양립 정도에 대해서는 매우 낮은 인식 수준을 나타냈다.

일가족양립 인식도의 하위 영역별로 성별에 따른 차이를 살펴보면, 선택근무제도 이용 가능성(t=2.48, p<.05), 가족환경(t=6.65, p<001), 지역사회 내 돌봄 서비스 이용 용이도(t=3.08, p<.01), 가정→일 갈등(t=2.34, p<.05), 일→가정 갈등(t=2.44, p<.01) 영역에서 성별에 따른 유의한 차이가 나타났다. 즉, 지역사회 내 돌봄 서비스 이용 용이도를 제외한 나머지 영역에서 남성의 일가족양립 인식 수준이 여성의 인식수준보다 높은 것으로 나타났다. 지역사회 내 돌봄 서비스 이용 용이도의 경우 여성의 인식수준이 남성보다 높게 나타난 것은, 돌봄을 주로 책임지는 여성이 남성보다 지역사회의 돌봄 서비스에 대한 관심도가 더 높고 더 많은 정보를 가지고 있기 때문으로 볼 수 있다.

가족환경 측면에서의 일가족양립 인식도와 일→가정 갈등 측면에서의 일가족양립 정도에 대한 인식도는 남성의 경우 각각 3.34점, 3.20점을 나타낸 반면, 여성은 각각 2.73점, 2.89점을 나타냈다. 중간점인 3점을 기준으로 볼 때 여성의 인식수준은 보통 수준 이하인 것으로 볼 수 있는데, 이러한 결과는 가정 내 돌봄 역할이나 가사노동 등과 관련된 가족역할 및 책임을 여성이 주로 담당함으로 인해 나타난 결과로 볼 수 있다[18]. 한편 남녀 모두 일→가정 갈등 측면에서 인식하는 일가족양립 정도가 가정→일 갈등 측면의 일가족양립 인식도보다 낮게 나타났는데, 이러한 경향은 선행연구들과 일치하는 결과이다[5, 15, 33, 45].

남성의 심리적 복지는 우울이 2.59점, 생활만족도가 3.24점으로 나타났고, 여성은 우울이 2.54점, 생활만족도가 3.23점으로 나타나 심리적 복지 수준은 보통 수준 이상인 것으로 볼 수 있다. 이러한 결과는 선행 연구들[25, 32]과 일치하는 결과이다.

2. 관련 변인(사회인구학적 변인, 직장 관련 변인)에 따른 기혼취업남녀의 일가족양립 인식도 및 심리적 복지의 차이

사회인구학적 변인과 직장 관련 변인에 따른 기혼취업남녀의 일가족양립 인식도 및 심리적 복지의 차이는 Table 5와 같다. 일가족양립 인식도와 심리적 복지에 유의한 집단 간 차이를 나타낸 변인을 중심으로 살펴보면, 기혼취업남녀의 일가족양립 인식도는 건강상태와 근로시간에서 유의한 집단차를 나타냈다. 남성은 건강하지 않은 근로자(F=7.84, p<.01), 주당 60시간 이상 근무하는 근로자의 일가족양립 인식도가 다른 집단의 남성보다 더 낮았고(F=6.99, p<.001), 여성은 50시간 이상 근무하는 근로자의 일가족양립 인식 수준이 낮게 나타났다(F=8.77, p<.001).

심리적 복지 중 우울에 유의한 집단차이를 보이는 변인은 남성의 경우 직장 규모(F=2.58, p<.05)로 나타났고, 여성의 경우는 건강상태(F=5.76, p<.05), 가사노동시간(F=4.14, p<.05)으로 나타났다. 기혼취업여성은 주당 가사노동시간이 20시간을 초과하는 경우 그보다 적게 가사노동을 하는 여성보다 우울 수준이 높은 것으로 나타났다.

생활만족도는 남성의 경우, 교육수준(F=5.75, p<.01), 연령(F=6.52, p<.01), 건강상태(F=14.12, p<.001), 가정경제(F=8.42, p<.001), 가정 내 월평균 소득(F=6.43, p<.01), 직장규모(F=2.63, p<.05) 등이 유의한 차이를 나타내는 변인이었고, 여성의 경우는 건강상태(F=18.94, p<.001), 가정경제(F=14.66, p<.001), 가사노동시간(F=2.72, p<.05) 등에서 유의한 차이가 나타났다. 남성의 경우, 전문대졸 이상의 교육수준을 가지고 있는 남성, 연령이 40대인 남성, 건강상태가 보통 수준 이상인 남성, 가정경제상황이 보통 수준 이상인 남성, 월평균 가정 소득이 500 만원대인 남성이 다른 집단의 남성보다 생활만족도 수준이 높게 나타났다. 또한 30인 미만 직장에서 근무하는 기혼남성의 생활만족도가 다른 직장규모에서 근무하는 남성보다 낮은 것으로 나타났다. 기혼취업여성의 경우는 자신이 건강하다고 생각하는 여성, 가정의 경제상태가 여유롭다고 생각하는 여성이 그렇지 않은 여성보다 높은 생활만족도를 나타냈다. 또한 주당 가사노동시간이 10시간 초과 20시간 이하인 여성이 다른 여성보다 높은 생활만족도를 나타냈고, 30시간 이상 가사노동을 하는 여성은 가장 낮은 생활만족도를 나타냈다. 이상의 결과에 따르면, 기혼취업남성과 여성의 일가족양립 인식도는 직장 내 근무시간에 따라 달라지고, 여성의 우울과 생활만족도는 가사노동시간에 따라, 남성의 우울과 생활만족도는 직장규모에 따라 달라지는 것으로 나타났다.

3. 기혼취업남녀의 일가족양립 인식도 및 심리적 복지의 상관관계

기혼취업남녀의 일가족양립 인식도 및 심리적 복지의 상관관계는 Table 6과 같다. 일가족양립 인식도의 각 하위 영역들 간에는 유의한 상관관계를 나타내고 있는데, 가장 높은 상관을 보인 하위 영역은 남성의 경우 법정근로 이행 정도와 조직문화(r=.46, p<.001)였고, 여성의 경우는 법정근로 이행 정도와 일→가정 갈등(r=.51, p<.001)으로 나타났다. 즉, 남녀의 법정근로 이행 정도 측면에서의 일가족양립 인식 수준이 높을 때 남성의 조직문화 측면에서의 양립 인식도도 높고, 여성의 일→가정 갈등 측면에서의 일가족양립 정도에 대한 인식 수준도 높은 것으로 나타났다.

일가족양립 인식도의 하위 영역들 간 상관이 대부분 정적 상관을 보인 것과 달리 여성의 선택근무제도 이용가능성과 가정→일갈등(r=-.22, p<.01), 가족환경과 사회적 돌봄 서비스 이용 용이도(r=-.22, p<.01)는 부적 상관을 갖는 것으로 나타났다. 즉, 여성은 선택근무제도 이용 가능성과 관련한 일가족양립 인식수준이 높을 때 가정→일 갈등 측면에서의 양립 인식도는 낮고, 가족 환경에서의 일가족양립 정도에 대한 인식수준이 높을 때 지역사회 내 돌봄 서비스 이용 용이도에 대한 인식 수준은 낮은 것으로 볼 수 있다. 한편, 여성의 가족환경에서의 일가족양립 인식 수준은 남성과 달리 다른 하위영역들과 유의한 상관을 많이 나타내고 있는데, 이는 여성에게 있어 가족환경 내에서의 양립 인식도의 중요성을 제시하는 결과라 할 수 있다.

일가족양립 인식도의 개인적 측면에 포함되는 가정→일 갈등, 일→가정 갈등영역과 환경적 측면에 해당하는 영역과의 상관관계를 살펴보면, 가정→일 갈등의 경우 남성은 가족환경(r=.30, p<.001)과만 유의한 상관을 나타낸 반면, 여성은 법정근로 이행 정도(r=.19, p<.05), 선택근무제도 이용가능성(r=-.22, p<.01), 가족환경(r=.18, p<.05)과 유의한 상관을 나타냈다. 즉, 남성이 인식하는 가정→일 갈등 측면에서의 일가족양립 정도는 가족환경에서의 일가족양립 인식도와만 관련이 있지만, 여성이 인식하는 가정→일 갈등 측면에서의 일가족양립 정도는 그들이 속해있는 직장환경의 일가족양립 정도와도 관련이 있음을 알 수 있다.

일→가정 갈등 영역에서의 일가족양립 인식도는 남성과 여성 모두 법정근로 이행 정도, 조직문화, 가족→일 갈등측면에서의 일가족양립 인식도와 정적 상관을 나타냈고, 남성은 이 외에 선택 근무제도 이용 가능성과, 여성은 가족환경과 정적 상관을 나타냈다. 일→가정 갈등 영역에서의 일가족양립 인식도는 가정→일 갈등 영역에서의 일가족양립 인식도보다 더 다양한 하위 영역들과 상관을 갖는 것으로 나타났다.

심리적 복지의 하위 영역인 우울과 생활만족도는 남성(r=-.38, p<.001)과 여성(r=-.53, p<.001) 모두 유의한 부적 상관을 나타냈다. 이는 우울이 높으면 생활만족도가 낮고 생활만족도가 높으면 우울이 낮다는 것을 의미한다.

일가족양립 인식도와 심리적 복지와의 상관을 살펴보면, 우울은 남성의 경우 조직문화(r=-.22, p<.01), 가정→일 갈등(r=-.42, p<.001), 일→가정 갈등(r=-.43, p<.001)과 유의한 부적상관을 나타냈고, 여성은 가족환경(r=-.18, p<.05), 가정→일 갈등(r=-.36, p<.001), 일→가정 갈등(r=-.32, p<.001)과 유의한 부적상관을 나타냈다. 즉, 기혼취업남녀는 개인적 생활에서 경험하는 가정→일 갈등이나 일→가정 갈등 측면에서의 일가족양립 인식 수준이 높을 때 우울수준이 낮은 것으로 볼 수 있고, 이 외에 남성의 우울은 조직문화 측면에서, 여성의 우울은 가족환경 측면에서의 일가족양립 인식도가 높을 때 낮은 것으로 볼 수 있다.

생활만족도는 남성의 경우 법정근로 이행 정도(r=.23, p<.01), 조직문화(r=.25, p<.01), 선택근무 가능성(r=.26, p<.01), 일→가정 갈등(r=.34, p<.001)과 유의한 정적 상관을 나타냈다. 여성의 생활만족도는 조직문화(r=.23, p<.01), 가족환경(r=.17, p<.05), 지역사회 내 돌봄 서비스 이용 용이도(r=.22, p<.01), 가정→일 갈등(r=.18, p<.05), 일→가정 갈등(r=.22, p<.01)과 유의한 정적 상관을 나타냈다.

일가족양립 인식도와 심리적 복지의 관계를 성별로 살펴보면, 남성과 여성 모두 개인적 차원의 일→가정 갈등, 가정→일 갈등에서의 일가족양립 인식도와 상관이 높게 나타났다. 한편, 남성의 심리적 복지는 직장환경 내 일가족양립 인식 수준과 관련이 높았고, 여성의 심리적 복지는 가족이나 지역사회 영역에서의 양립정도에 대한 인식수준과 관련이 높은 것으로 볼 수 있다.

4. 기혼취업남녀의 심리적 복지에 미치는 관련 변인의 영향력

기혼취업남녀의 심리적 복지에 미치는 변인들의 영향력을 탐색하기 위해 위계적 회귀분석(hierarchical regression)을 실시하였다. 회귀식은 심리적 복지의 하위 영역인 우울과 생활만족도를 구분하여 구성하였는데, 일가족양립 인식도에서의 남녀 차이를 고려하여 우울과 생활만족도 각각을 남성과 여성으로 구분하여 분석하였다. 투입된 변수의 선정은 상관관계를 바탕으로 하였고, 우울과 생활만족도에 동일 독립변인을 투입하는 것을 원칙으로 하였다. 모델1에서는 사회인구학적 변인 및 직장 관련 변인 중 주관적 건강상태, 가정경제, 주당 근무시간을 투입하였다. 모델2에서는 개인 특성으로 자아존중감과 성역할태도를 추가하였고, 모델3에서는 일가족양립 인식도의 각 하위 영역을 추가하여 분석하였다.

회귀가정의 만족여부를 파악하기 위해 VIF계수와 DW계수를 조사하였는데, 모든 회귀식에서 VIF계수는 1점대에 머물러 다중공선성의 문제가 없는 것으로 나타났고, DW계수도 2점에 근접해 잔차 간 자기 상관이 없는 것으로 볼 수 있다. 기혼취업남녀의 심리적 복지에 미치는 변인들의 영향력은 Tables 7, 8과 같다.

기혼취업남녀의 우울에 대한 변인들의 영향력은 Table 7과 같다. 남성의 경우, 모델1에서는 건강상태가 우울에 유의한 영향변인으로 나타났다. 자아존중감과 성역할태도가 투입된 모델2에서는 자아존중감이 유의한 변인으로 나타났는데, 이 변인들은 10%의 설명력을 가지고 있었다. 모델3에서는 일가족양립 인식도가 추가되었는데, 자아존중감과 지역사회 내 사회적 돌봄 서비스 이용 용이도, 가정→일 갈등, 일→가정 갈등 영역에서의 일가족양립 인식도가 유의한 영향변인으로 나타났다. 즉, 기혼취업남성은 자아존중감이 높을수록(β=-.24, p<.01), 지역사회 내 사회적 돌봄 서비스 이용 용이도에 대한 인식 수준이 낮을수록(β=.23, p<.01), 가정→일 갈등(β=-.36, p<.001)과 일→가정 갈등(β=-21, p<.05) 측면에서 일가정양립 정도에 대한 인식수준이 높을수록 우울수준은 낮아지는 것으로 나타났다. 일가족양립 인식도가 추가된 모델3의 설명력은 35%로 나타났다.

여성의 우울은 모델1의 경우 건강상태가 유의한 영향변인으로 나타났고, 모델2에서는 건강상태, 자아존중감, 성역할태도가 유의한 영향변인으로 나타났는데, 모델1보다 14%의 설명력이 증가했다. 모델3에서는 일가족양립 인식도가 추가되었는데, 건강상태, 자아존중감, 성역할태도, 가정→일 갈등과 일→가정 갈등 측면에서의 일가족양립 인식도가 유의한 영향변인으로 나타났다. 이 변인들의 설명력은 33%였는데, 모델2보다 14% 증가한 수치이다. 즉, 여성은 자신이 건강하다고 인식할수록(β=-.18, p<.05), 자아존중감이 높을수록(β=-.33, p<.001), 근대적 성역할태도를 가지고 있을수록(β=.20, p<.01), 가정→일 갈등(β=-.30, p<.001)과 일→가정 갈등(β=-.21, p<.05) 관련 일가정양립 인식 수준이 높을수록 우울은 낮아지는 것으로 나타났다.

기혼취업남녀의 생활만족도에 미치는 변인들의 영향력은 Table 8과 같다. 남성의 경우, 모델1에서는 건강상태, 가정경제에 대한 인식도가 유의한 영향변인으로 나타났는데, 이 변인들은 24%의 설명력을 나타냈다. 모델2에서는 건강상태, 가정경제, 주당 근무시간, 자아존중감이 유의한 영향변인으로 나타났는데, 설명력은 37%로 증가하였다. 모델3에서는 일가족양립 인식도가 추가되었는데, 건강상태, 가정경제, 자아존중감 등이 유의한 영향변인으로 나타났고, 일가족양립 인식도의 하위 영역 중 유의한 변인은 나타나지 않았다. 모델3에 따르면, 남성의 생활만족도는 건강하다고 인식할수록(β=.18, p<.05), 가정경제에 여유가 있다고 생각할수록(β=.21, p<.01), 자아존중감이 높을수록(β=.36, p<.001) 높아지는 것으로 나타났다.

여성의 생활만족도의 경우, 모델1에서는 건강상태, 경제상태, 주당 근무 시간 등이 영향변인으로 나타났는데, 이 변인들은 32%의 설명력을 나타냈다. 모델2에서는 모델1에 자아존중감의 영향력이 추가되었는데, 이 변인들은 46%의 설명력을 나타냈다. 모델3에서는 모델2의 영향변인과 함께 조직문화, 가정→일 갈등 측면에서의 일가족양립 정도에 대한 인식도가 유의한 영향변인으로 나타났는데, 이 변인들은 53%의 설명력을 나타냈다. 즉, 기혼취업여성은 자신이 건강하다고 생각할수록(β=.37, p<.001), 가정경제에 여유가 있다고 생각할수록(β=.28, p<.001), 주당 근무시간이 적을수록(β=-.18, p<.01), 자아존중감이 높을수록(β=.35, p<.001), 가정→직장 갈등 측면에서의 일가족양립 정도에 대한 인식수준이 높을수록(β=.20, p<.01) 생활만족도도 높아지는 것으로 나타났다.

이상의 결과에 따르면, 기혼취업남성과 여성의 우울에 모두 유의한 영향력을 나타낸 변인은 자아존중감, 가정→일 갈등과 일→가정 갈등 측면에서의 일가족양립 인식도였다. 한편 기혼취업남녀의 생활만족도에 모두 유의한 영향력을 나타낸 변인은 건강상태, 경제상태, 자아존중감으로 나타났다. 자아존중감은 기혼취업남녀의 심리적 복지 전 영역에서 유의한 영향변인으로 나타났고, 그 영향력 또한 매우 큰 것으로 나타났다.

기혼취업남녀의 심리적 복지에 미치는 일가족양립 인식도의 영향력을 살펴보면, 우울의 경우 영향력이 크게 나타났으나 생활만족도의 경우는 우울만큼 크지 않은 것으로 나타났다. 기혼취업남성의 우울은 모델2에 일가족양립 인식도를 추가했을 때 설명력이 25% 증가하였고, 남성의 우울에 가장 큰 영향력을 가지는 변인도 가정→일 갈등 측면에서의 일가족양립 인식도였으며, 일→가정 갈등, 지역사회 내 돌봄서비스 이용 용이도 등에 관한 양립 인식도도 유의한 영향변인으로 나타났다. 여성 우울의 경우는 모델2에서 모델3으로의 설명력이 14% 증가하였고, 개인적 갈등 영역에서의 일가족양립 인식도가 유의한 영향변인으로 나타났다.

그러나 생활만족도의 경우는 남성과 여성 모두 일가족양립 인식도의 영향력이 높지 않았다. 남성의 생활만족도의 경우 일가족양립 인식도의 하위 영역들은 유의한 영향력을 나타내지 않았고, 여성의 생활만족도에는 조직문화와 가정→일 갈등 측면에서의 일가족양립 인식도가 영향변인으로 나타났는데, 모델2에서 모델3으로의 변화는 7% 정도에 머물렀다. 생활만족도에 미치는 변인들의 영향력도 일가족양립 인식도보다 건강상태, 경제적 상황, 자아존중감 등이 더 높게 나타났다. 이를 통해 기혼취업남녀의 우울은 개인적 상황 관련 변인보다 일가족양립 인식도의 영향을 더 많이 받지만, 생활만족도는 일가족양립 인식도보다 개인적 상황 관련 변인에 의해 더 영향을 받는 것으로 볼 수 있다.

기혼취업남녀의 심리적 복지에 미치는 일가족양립 인식도의 하위 영역들을 살펴보면, 환경적 측면에서의 양립 인식도보다는 개인적 측면에서의 양립 인식도가 더 큰 영향력을 가지고 있는 것으로 나타났다. 가족→일 갈등이나 일→가족 갈등 등 개인의 생활 속에서 경험하는 갈등 측면에서의 일가족양립 인식도가 환경 측면에서의 인식도보다 영향력이 더 큰 것으로 나타났다. 따라서 가정과 직장일 간 갈등 측면에서의 일가정양립 인식수준을 향상시키기 위한 방안의 모색이 필요하리라 여겨진다.

성별에 따라 심리적복지에 영향을 미치는 변인의 차이를 살펴보면, 성역할태도는 여성의 우울에서만, 주당근무시간은 여성의 생활만족도에서만 유의한 영향변인으로 나타났다. 즉, 근대적 성역할태도를 가지고 있는 여성일수록 우울 수준이 낮고, 주당 근무시간이 적을수록 생활만족도는 높아지는 것으로 볼 수 있다. 이는 전통적 성역할 개념에서 벗어나 취업을 하고 있는 기혼취업여성의 경우 전통적 성역할태도를 가지고 있을 때 자신의 성역할태도와 현실 간의 괴리로 인해 우울을 경험할 수 있음을 제시하는 결과이다.

논의 및 결론

주요 연구 결과를 바탕으로 논의 및 결론을 내리면 다음과 같다.

첫째, 기혼취업남녀의 일가족양립 인식도는 전체적으로 볼 때 중간점인 3점 이상으로 나타났으나 하위 영역별로는 그 수준에 차이가 있었다. 남성과 여성 모두 가장 높은 인식도를 나타낸 영역은 가정→일 갈등 영역이었고, 가장 낮은 인식도를 나타낸 영역은 선택근무제도 이용 가능성이었다. 선택근무제도 이용 가능성은 남녀 모두 1점대로 나타나 다른 영역보다 매우 낮은 수준으로 볼 수 있다. 따라서 전반적인 일가족양립 인식도를 향상시키기 위해서는 선택근무제도 이용과 관련한 정책 및 제도적 차원의 지원이 우선되어야 할 것이다.

선택근무제도는 시차출퇴근제, 재택근무제, 집중 근로제 등 직장생활을 유연하게 진행할 수 있는 제도들을 말하는데, 근무시간 및 근무유형의 융통성 있는 조절을 통해 일가족양립 수준을 높이고 근로자의 삶의 질을 향상시킬 수 있다[14, 37]. 현재 한국 정부는 시간선택제 일자리 정책을 포함하여 일가족양립을 지원하기 위한 다양한 정책들을 마련하고 있고, 각 기업에서 이러한 제도의 도입여부 및 활용도를 측정하여 가족친화지수를 발표하고 있다. 하지만 가족친화지수의 분석대상은 국가행정기관, 지방자치단체, 공기업, 상장기업, 대학 등[35]에 불과하여, 중소기업이나 다양한 기관에서의 일가족양립 지원제도의 시행은 정확히 파악되지 않고 있다. 또한 이렇게 제한적으로 측정된 가족친화지수의 수준도 높지 않은 실정이다.

따라서 정부와 사회에서는 더 많은 직장에서 가족친화정책이 진행될 수 있도록 일가족양립 정책의 실태를 파악하고, 제도 시행을 위한 지도 감독을 철저히 해야 할 것이다. 또한 일가족양립 정책의 실시가 결국 기업에 긍정적 도움이 될 수 있음을 홍보하고, 제도 시행 기관에 인센티브를 주거나 세금감면 혜택을 주는 등 실질적인 지원책을 마련할 필요가 있다. 한편, 기업이 가족친화제도를 단순히 시행하는지의 여부보다는 근로자가 실제로 이 제도를 가족친화적이라 인식하고 이용하는지 여부가 그들의 복지감에 더 중요한 요인이 될 수 있음을 고려하면[8, 48], 기업을 대상으로 일가족양립 정책의 실시를 독려하는 동시에 근로자들의 제도 이용촉진을 위한 방안 모색이 이루어져야 할 것이다.

둘째, 기혼취업남녀의 일가족양립 인식도에 유의한 집단차를 나타낸 변인은 근로시간이었는데, 장시간 근로를 할 때 일가족양립 인식도는 낮은 것으로 나타났다. 상관분석 결과에 따르면, 법정근로 이행 정도 측면에서의 일가족양립 인식도가 높을 때 남성의 조직문화, 여성의 일→가정 갈등 측면에서의 일가족양립 인식도가 높은 것으로 나타났다. 또한 여성의 생활만족도는 주당근무시간이 적을수록 높아지는 것으로 나타났다. 이상의 결과는 기혼취업남녀의 일가족양립 인식도와 여성의 생활만족도 증진을 위해서는 근로시간이 중요 변수가 될 수 있음을 제시하고 있다. 과도한 근무시간은 일가족양립이나 심리적 복지에 부정적 영향을 주게 된다[14]. 따라서 정부는 법정근로가 이행될 수 있도록 적극적 조치를 강구해야 할 것이다.

셋째, 기혼취업남녀의 심리적 복지에 대한 일가족양립 인식도의 하위 영역별 영향력을 살펴보면, 환경적 측면에서의 일가족양립 인식도보다 개인적 측면에서의 일가족양립 인식도의 영향력이 더 높게 나타났다. 이는 기혼취업남녀의 심리적 복지를 증진시키기 위해서는 일가족양립을 위한 환경적 측면보다 개인적 측면에서의 지지 및 지원을 우선적으로 실시해야 함을 제시하는 결과이다. 즉, 가정일로 인한 직장일의 시간부족이나 갈등, 직장일로 인한 가정일의 시간부족이나 갈등을 해결하기 위한 방안이 마련될 때 기혼취업남녀의 심리적 복지는 향상될 것으로 보인다.

한편, 개인적 측면의 일가족양립 인식도 중 기혼취업남녀의 심리적 복지에 더 큰 영향력을 보인 영역은 가정→일 갈등 측면의 일가족양립 인식도였다. 그러나 기혼취업남녀 모두 가정→일 갈등 측면에서의 일가족양립 인식도가 일→가정 갈등 측면의 일가족양립 인식도보다 높게 나타났다. 즉, 기혼취업남녀는 가정생활보다 직장생활에서 일가족양립 정도를 높게 인식하고 있고, 직장생활에서 인식하는 일가족양립 정도가 자신의 심리적 복지에 미치는 영향력이 크다는 것이다. 이러한 경향은 기혼취업남녀가 여전히 일 지향적인 태도를 가지고 있기 때문에 나타나는 현상으로 볼 수 있는데, 가정보다 직장에 몰입할수록 삶의 질이 더 높아진다는 Kim과 Kwon [26]의 연구와 일맥상통하는 결과이다. 현대 사회에서는 직장생활에 부여하는 의미와 만족감은 점점 커지는 반면, 상대적으로 가족생활을 유지하기 위한 부담감은 더 가중되어가고 있기 때문에[40], 가정→일 갈등 측면의 인식도가 기혼남녀의 심리적 복지에 더 큰 영향력을 나타내는 것으로 볼 수 있다. 따라서 가정→일 갈등 측면의 일가족양립 인식도를 향상시킴으로써 심리적 복지를 증진시킬 수 있는 방안에 대한 모색이 필요하다.

또한 가정→일 갈등과 일→가정 갈등 영역 간 상관을 고려하면, 일→가정 갈등 측면에서의 일가족양립 인식도를 향상시키기 위한 방안도 강구되어야 할 것이다. 가정→일 갈등보다 일→가정 갈등 측면에서의 일가족양립 인식도가 낮다는 점은 가정 내 시간 압력이나 갈등과 관련된 어려움을 합리적으로 해결할 수 있는 방안의 모색을 요구하고 있다. 가사노동의 효율적 처리, 가족 내 합리적인 역할 수행 및 가족 간 일가족양립 지지 등과 관련된 가족생활교육 프로그램을 개발하여 실시하는 것은 기혼취업남녀의 심리적 복지를 증진시키는데 도움을 줄 것이다. 이는 나아가 가정→일 갈등에 대한 인식도의 향상을 유도할 수 있을 것이다.

넷째, 기혼취업남녀의 심리적 복지에 영향을 미치는 변인 중 자아존중감은 우울과 생활만족도 모두에서 매우 높은 영향력을 나타냈다. 이는 기혼취업남녀의 심리적 복지 증진을 위해서는 자아존중감 향상을 위한 방안 모색이 필요함을 제시하는 결과이다. 자아존중감은 자신에 대한 존중감이지만 이는 중요한 타인으로부터 신뢰, 사랑, 돌봄, 가치감을 보장받을 때 강화되며[29], 자신의 삶을 스스로 조절할 수 있을 때 형성된다. 따라서 가족 및 기업, 나아가 사회에서는 구성원에 대한 신뢰와 인정, 격려와 지지를 제공하는 분위기를 조성하여 구성원의 자아존중감 향상을 위해 노력해야 할 것이다. 그리고 기혼취업남녀를 대상으로 하는 직무교육이나 가족생활교육 시에는 자아존중감 향상 교육을 포함시켜 그들의 심리적 복지 증진에 도움을 주어야 할 것이다.

다섯째, 성역할태도는 여성의 우울수준에 영향을 미치는 변인으로, 근대적인 성역할태도를 가진 기혼여성일수록 우울수준은 낮아지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 성역할태도가 전통적일수록 일-가족양립 갈등을 유발하여 우울을 경험하게 될 가능성을 높인다는 Ha와 Kwon [13]의 연구와 일치하는 결과이다. 한편 여성의 성역할태도가 근대적인데 반해 남성의 성역할태도는 전통적인 것으로 나타났는데, 이는 남성과 여성 간 역할 갈등을 유발할 수 있는 원인이 될 수 있음을 제시하고 있다. 조사대상자의 일반적 특성에서 제시한 것처럼 주당 가사노동시간도 남성은 여성보다 매우 적은 시간을 참여하고 있었다. 많은 연구들이 한국의 성역할태도는 전통에서 근대로 변화하는 과도기에 있음을 제시하고 있고[15, 49], 근대적 성역할태도로의 변화는 거스를 수 없는 사회현상이 되고 있다. 따라서 남성의 성역할태도를 근대적 성역할태도로 변화시킬 수 있는 가족생활교육 및 사회분위기의 조성이 요구된다.

여섯째, 일가족양립 인식도 및 심리적 복지의 영향변인은 성별에 따라 차이가 있었다. 여성은 남성보다 낮은 수준의 일가족양립 인식도를 나타냈고, 심리적 복지는 남성의 경우, 직장환경 영역에서의 일가족양립 인식도와 관련이 높으나 여성의 경우는 가족이나 지역사회에서의 일가족양립 인식도와 관련이 높게 나타났다. 또한 심리적 복지에 미치는 영향변인도 남성과 여성에 따라 차이를 나타냈다. 이러한 결과는 앞으로 기혼취업남녀를 대상으로 일가족양립이나 심리적 복지 증진 방안을 모색할 때는 성차를 고려하여 접근해야 함을 나타내는 결과라 할 수 있다.

본 연구의 제한점 및 제언점은 다음과 같다. 본 연구는 한 지역에 거주하는 기혼취업남녀를 대상으로 조사하였기 때문에 결과를 전체 기혼취업남녀에게 일반화하는데는 한계가 있다. 또한 현재 일가족양립제도의 시행은 직장의 규모나 직종 등에 따라 다른 상황이므로, 추후 연구에서는 다양한 직업 관련 변수를 고려한 표본추출이 필요할 것이다. 한편 본 연구에서는 일가족양립을 전반적인 가정일과 직장일의 양립 관점에서 접근하여 가족의 발달 주기상 특성이 고려되지 않았는데, 추후에는 가족발달 주기를 고려한 일가족양립 인식도에 대한 연구가 진행되기를 희망한다. 마지막으로 기혼취업남녀의 심리적 복지에는 다양한 변인들이 영향을 미칠 수 있으나 본 연구에서는 개인 특성 관련 변인과 일가족양립 인식도로 제한하여 그 영향력을 분석하였다. 따라서 다양한 변인을 포함하여 심리적 복지를 탐색하는 연구가 요구된다.

Declaration of Conflicting Interests

The author declared that she had no conflicts of interest with respect to her authorship or the publication of this article.

Acknowledgments

This work was supported by the National Research Foundation of Korea Grant funded by the Korean Government (NRF-2013S1A5B5A07048570).

Table 1.

Sociodemographic Characteristics of Respondents

Variable		Total	Men	Women
Age (yr)	<40	129 (43.0)	52 (36.9)	77 (48.4)
	40-49	134 (44.7)	66 (46.8)	68 (42.8)
	≥50	37 (12.3)	23 (16.3)	14 (8.8)
Education	≤High school	43 (14.4)	22 (15.6)	21 (13.2)
	College	37 (12.3)	15 (10.6)	22 (13.8)
	≥University	220 (73.3)	104 (73.8)	116 (73.0)
Religion	No	177 (59.0)	90 (63.8)	87 (54.7)
Religion	Yes	123 (41.0)	51 (36.2)	72 (45.3)
Health state	Poor	14 (4.7)	7 (5.0)	7 (4.4)
	Moderate	148 (49.3)	67 (47.5)	81 (51.3)
	Good	137 (45.7)	67 (47.5)	70 (44.3)
Family composition	Couple+children	241 (80.3)	113 (80.1)	128 (80.5)
	Elderly parents+couple+children	22 (7.3)	13 (9.2)	9 (5.7)
	Only couple	37 (12.3)	15 (10.6)	22 (13.8)
Dual income	No	49 (16.3)	49 (34.8)	0
Dual income	Yes	251 (83.7)	92 (65.2)	159 (100.0)
Number of children	No children	40 (13.3)	15 (10.6)	25 (15.7)
	Only child	54 (18.0)	32 (22.7)	22 (13.8)
	Two children	168 (56.0)	77 (54.6)	91 (57.2)
	Three or more children	38 (12.7)	17 (12.1)	21 (13.2)
Preschool children	No	208 (69.3)	96 (68.1)	112 (70.4)
Preschool children	Yes	92 (30.7)	45 (31.9)	47 (29.6)
Monthly household income (10,000 KRW)	<400	71 (26.8)	46 (36.8)	25 (17.9)
	≥400 & <500	64 (24.2)	27 (21.6)	37 (26.4)
	≥500 & <600	56 (21.1)	24 (19.2)	32 (22.9)
	≥600 & <700	36 (13.6)	13 (10.4)	23 (16.4)
	≥700	38 (14.3)	15 (12.0)	23 (16.4)
Economic state	Poor	36 (12.0)	22 (15.6)	14 (8.8)
	Moderate	227 (75.7)	107 (75.9)	120 (75.5)
	Good	37 (12.3)	12 (8.5)	25 (15.7)
Weekly household working time, men (women)	≤1 (10) hours		41 (30.1)	67 (44.4)
	>1 (10) & ≤5 (20) hours		54 (39.7)	34 (22.5)
	>5 (20) & ≤10 (30) hours		24 (17.6)	30 (19.9)
	>10 (30) hours		17 (12.5)	20 (13.2)

Values are presented as n (%). Missing data were not considered above.

KRW, Korean Won.

Table 2.

Job Characteristics of Respondents

Variable		Total	Men	Women
Occupation	Manager, senior official	32 (10.7)	21 (14.9)	11 (6.9)
	Professional	84 (28.0)	29 (20.6)	55 (34.6)
	Office worker	117 (38.7)	49 (34.8)	67 (42.1)
	Sales and service worker	34 (11.3)	16 (11.3)	18 (11.3)
	Craft and technician	25 (8.3)	21 (14.9)	4 (2.5)
	Simple labor worker	9 (3.0)	5 (3.5)	4 (2.5)
Status of employment	Full-time regular employee	220 (73.3)	125 (88.7)	95 (59.7)
	Part-time regular employee	13 (4.3)	5 (3.5)	8 (5.0)
	Full-time temporary employee	46 (15.3)	11 (7.8)	35 (22.0)
	Part-time temporary employee	21 (7.0)	0	21 (13.2)
Monthly personal income (10,000 KRW)	<200	76 (26.4)	10 (7.3)	66 (43.7)
	≥200 & <300	99 (34.4)	48 (35.0)	51 (33.8)
	≥300 & <400	60 (20.8)	39 (28.5)	21 (13.9)
	≥400	53 (18.4)	40 (29.2)	13 (8.6)
Period of work (yr)	<5	109 (37.2)	41 (29.7)	68 (43.9)
	≥5 & <10	46 (15.7)	18 (13.0)	28 (18.1)
	≥10 &<15	68 (23.2)	38 (27.5)	30 (19.4)
	≥15&<20	36 (12.3)	23 (16.7)	13 (8.4)
	≥20	34 (11.6)	18 (13.0)	16 (10.3)
Scale of workplace (person)	<30	84 (28.0)	22 (15.6)	62 (39.7)
	30-99	65 (21.7)	31 (22.0)	34 (21.8)
	100-299	22 (7.3)	15 (10.6)	7 (4.5)
	300-999	36 (12.0)	15 (10.6)	21 (13.5)
	≥1,000	89 (29.7)	57 (40.4)	32 (20.5)
Weekly working time (hr)	<40	43 (15.0)	8 (5.9)	35 (23.3)
	40-49	153 (53.5)	66 (48.5)	87 (58.0)
	50-59	59 (20.6)	40 (29.4)	19 (12.7)
	≥60	31 (10.8)	22 (16.2)	9 (6.0)

Values are presented as n (%). Missing data were not considered above.

KRW, Korean Won.

Table 3.

Scale, Question, Reliability

Variable			Scale	Question	Reliability
Variable			Scale	Question	Men	Women
General characteristic of subjects	Gender, age, and occupation period of work		Nominal, ratio	18	-	-
Personal characteristic of subjects	Self-esteem		5 Likert	4	.81	.85
Personal characteristic of subjects	Gender role attitude		5 Likert	4	.78	.81
Work-family balance perception
Environmental context	Workplace	Legal labor hours	5 Likert	2	.72	.70
		Organizational culture	5 Likert	5	.84	.83
		Selective service	5 Likert	5	.83	.74
	Family environment		5 Likert	3	.62	.70
	Community	Social care service	5 Likert	6	.82	.85
Personal context	Family→work conflict		5 Likert	3	.82	.70
Personal context	Work→family conflict		5 Likert	6	.85	.93
Total			5 Likert	30	.85	.85
Psychological well-being	Depression		5 Likert	8	.92	.90
Psychological well-being	Life satisfaction		5 Likert	12	.87	.84

Table 4.

General Tendency of Major Variables

Variable		Men	Women	t
Variable		M (SD)		t
Personal characteristic of subjects
Self-esteem		3.70 (.53)	3.76 (.57)	-.98
Gender role attitude		3.21 (.73)	2.53 (.82)	7.54^***
Work-family balance perception
Environmental context
Workplace	Legal labor hours	3.54 (1.06)	3.78 (1.15)	-1.88
	Organizational culture	3.83 (.66)	3.85 (.78)	-.22
	Selective service	1.89 (.88)	1.66 (.72)	2.48^*
Family environment		3.34 (.71)	2.73 (.86)	6.65^***
Community	Social care service	3.00 (.61)	3.23 (.67)	-3.08^**
Personal context
Family→work conflict		4.13 (.75)	3.93 (.76)	2.34^*
Work→family conflict		3.20 (.76)	2.89 (.97)	3.06^**
Total		3.16 (.42)	3.05 (.44)	2.44^*
Psychological well-being
Depression		2.59 (.66)	2.54 (.66)	.60
Life satisfaction		3.24 (.62)	3.23 (.60)	.13

^* p<.05,

^** p<.01,

^*** p<.001.

Table 5.

Differences of Work-Family Balance Perception and Psychological Well-Being According to Characteristics Variables

Variable		Balance perception		Depression		Life satisfaction
Variable		Men	Women	Men	Women	Men	Women
Education	≤High school	3.18 (.35)	3.17 (.46)	2.54 (.69)	2.83 (.59)	2.88 (.56)^a)	3.02 (.47)
	College	3.22 (.46)	3.05 (.55)	2.68 (.73)	2.45 (.73)	3.49 (.36)^b)	3.31 (.71)
	≥University	3.17 (.43)	3.04 (.42)	2.58 (.66)	2.51 (.66)	3.29 (.63)^b)	3.26 (.60)
	F	.09	.83	.22	2.38	5.75^**	1.65
Age (yr)	<40	3.21 (.43)	3.08 (.45)	2.54 (.63)	2.46 (.66)	3.13 (.60)^a)	3.24 (.58)
	40-49	3.16 (.41)	3.04 (.43)	2.54 (.62)	2.59 (.67)	3.43 (.55)^b)	3.18 (.62)
	≥50	3.13 (.41)	3.00 (.50)	2.82 (.79)	2.73 (.66)	2.97 (.70)^a)	3.47 (.59)
	F	.32	.29	1.69	1.45	6.52^**	1.42
Health state	Poor	2.64 (.34)^a)	3.16 (.53)	2.54 (.63)	2.63 (.58)	2.38 (.91)^a)	2.82 (.73)^a)
	Moderate	3.15 (.40)^b)	3.02 (.47)	2.54 (.62)	2.70 (.57)	3.13 (.49)^b)	3.01 (.49)^a)
	Good	3.26 (.40)^b)	3.09 (.41)	2.82 (.79)	2.35 (.72)	3.45 (.60)^b)	3.53 (.58)^b)
	F	7.84^**	.67	1.69	5.76^**	14.12^***	18.94^***
Economic state	Poor	3.10 (.39)	2.90 (.41)	2.78 (.53)	2.71 (.65)	2.80 (.48)^a)	2.62 (.40)^a)
	Moderate	3.19 (.43)	3.07 (.48)	2.54 (.69)	2.56 (.65)	3.30 (.62)^b)	3.23 (.57)^b)
	Good	3.20 (.37)	3.09 (.44)	2.58 (.58)	2.34 (.70)	3.55 (.41)^b)	3.62 (.57)^c)
	F	.37	1.01	1.21	1.66	8.42^***	14.66^***
Monthly household income (10,000 KRW)	<400	3.16 (.41)	3.17 (.41)	2.71 (.61)	2.67 (.63)	2.95 (.66)^a)	3.20 (.43)
	≥400 & <500	3.31 (.40)	3.02 (.53)	2.44 (.61)	2.58 (.65)	3.19 (.53)^a)	3.17 (.71)
	≥500 & <600	3.07 (.35)	3.11 (.48)	2.66 (.82)	2.43 (.77)	3.67 (.41)^b)	3.39 (.65)
	≥600 & <700	3.11 (.39)	2.96 (.43)	2.67 (.44)	2.61 (.69)	3.22 (.54)^a)	3.24 (.59)
	≥700	3.06 (.53)	2.97 (.32)	2.72 (.63)	2.44 (.61)	3.26 (.54)^a)	3.28 (.52)
	F	1.48	1.05	.82	.82	6.43^***	.67
Household working time, men (women)	≤1 (10) hours	3.09 (.36)	3.03 (.45)	2.74 (.54)	2.55 (.66)^ab)	3.19 (.57)	3.19 (.57)^ab)
	>1 (10) & ≤5 (20) hours	3.19 (.45)	3.07 (.50)	2.50 (.67)	2.25 (.65)^a)	3.16 (.70)	3.42 (.61)^b)
	>5 (20) & ≤10 (30) hours	3.32 (.48)	3.10 (.43)	2.59 (.86)	2.71 (.66)^b)	3.40 (.55)	3.24 (.63)^ab)
	>10 (30) hours	3.08 (.29)	2.99 (.36)	2.57 (.59)	2.80 (.54)^b)	3.36 (.59)	2.95 (.59)^a)
	F	1.92	.33	1.01	4.14^**	1.17	2.72^*
Scale of work place (person)	<30	3.05 (.35)	3.03 (.50)	2.77 (.74)^a)	2.52 (.69)	2.89 (.85)^a)	3.24 (.64)
	30-99	3.13 (.37)	3.20 (.38)	2.80 (.55)^a)	2.56 (.62)	3.23 (.52)^ab)	3.28 (.59)
	100-299	3.12 (.40)	2.82 (.32)	2.59 (.66)^a)	3.11 (.45)	3.40 (.54)^b)	3.02 (.69)
	300-999	3.10 (.57)	3.00 (.29)	2.62 (.58)^a)	2.64 (.49)	3.22 (.33)^ab)	3.15 (.63)
	≥1,000	3.29 (.42)	3.10 (.44)	2.39 (.67)^a)	2.39 (.72)	3.35 (.60)^b)	3.26 (.54)
	F	2.03	1.52	2.58^*	1.93	2.63^*	.81
Working hours (hr)	<40	3.43 (.49)^c)	3.06 (.51)^b)	2.71 (.72)	2.60 (.68)	3.13 (.44)	3.26 (.55)
	40-49	3.29 (.41)^bc)	3.14 (.38)^b)	2.60 (.69)	2.54 (.68)	3.37 (.57)	3.25 (.61)
	50-59	3.06 (.38)^ab)	2.73 (.33)^a)	2.45 (.61)	2.60 (.54)	3.22 (.55)	3.10 (.67)
	≥60	2.92 (.35)^a)	2.61 (.35)^a)	2.64 (.60)	2.52 (.57)	3.02 (.80)	2.94 (.51)
	F	6.99^***	8.77^***	.69	.09	2.12	1.01

Values are presented as M (SD).

Duncan test: ^a)low, ^c)high.

^* p<.05,

^** p<.01,

^*** p<.001.

Table 6.

Correlations between Work-Family Balance Perception and Psychological Well-Being

Variable	Men
Variable	1	2	3	4	5	6	7	8	9
Women
1. Legal labor hours		.46^***	.23^**	-.10	.25^**	-.11	.35^***	-.01	.23^**
2. Organizational culture	.45^***		.34^***	-.03	.33^***	.12	.33^***	-.22^**	.25^**
3. Selective service	.01	.16^*		-.14	.25^**	-.06	.26^**	-.11	.26^**
4. Family environment	.16^*	-.03	-.04		-.12	.30^***	.04	-.08	-.15
5. Social care services	.07	.30^***	.06	-.22^**		.13	.15	.04	.13
6. Family→work conflict	.19^*	.13	-.22^**	.18^*	-.03		.41^***	-.42^***	-.01
7. Work→family conflict	.51^***	.41^***	.09	.22^**	.09	.45^***		-.43^***	.34^***
8. Depression	-.10	-.06	-.03	-.18^*	.02	-.36^***	-.32^***		-.38^***
9. Life satisfaction	.06	.23^**	.15	.17^*	.22^**	.18^*	.22^**	-.53^***

^* p<.05,

^** p<.01,

^*** p<.001.

Table 7.

Hierarchical Regression Analysis of Depression

Variable	Men			Women
Variable	Model 1	Model 2	Model 3	Model 1	Model 2	Model 3
Health state	-.23^*	-.16	-.14	-.21^*	-.16^*	-.18^*
Economic state	-.00	.03	.02	-.11	-.11	-.06
Weekly working hours	-.04	-.03	-.07	.04	.02	-.03
Self-esteem		-.26^**	-.24^**		-.29^***	-.33^***
Gender role attitude		.15	.06		.23^**	.20^**
Legal labor hours			.11			.01
Organizational culture			-.15			.05
Selective service			-.06			-.06
Family environment			.05			.02
Social care service			.23^**			.07
Family→work conflict			-.36^***			-.30^***
Work→family conflict			-.21^*			-.21^*
F	2.55	4.08^**	7.00^**	3.37^*	7.81^***	7.04^***
Adjusted R²	.03	.10	.35	.05	.19	.33

^* p<.05,

^** p<.01,

^*** p<.001.

Table 8.

Hierarchical Regression Analysis of Life Satisfaction

Variable	Men			Women
Variable	Model 1	Model 2	Model 3	Model 1	Model 2	Model 3
Health state	.35^***	.23^**	.18^*	.41^***	.35^***	.37^***
Economic state	.23^**	.23^**	.21^**	.33^***	.30^***	.28^***
Weekly working hours	-.15	-.16^*	-.07	-.21^**	-.19^**	-.18^**
Self-esteem		.37^***	.36^***		.38^***	.35^***
Gender role attitude		.10	.13		.08	.07
Legal labor hours			.03			-.12
Organizational culture			.04			.18^**
Selective service			.09			.07
Family environment			-.13			.07
Social care service			-.08			.11
Family→work conflict			.02			.20^**
Work→family conflict			.17			.02
F	15.22^***	16.90^***	8.54^***	24.5^***	25.8^***	14.71^***
Adjusted R²	.24	.37	.40	.32	.46	.53

^* p<.05,

^** p<.01,

^*** p<.001.

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