결혼과 삶의 만족도의 관계에 대한 종단분석 및 아동기 부모 이혼의 조절효과
A Longitudinal Analysis of the Association between Transition into Marriage and Life Satisfaction and Childhood Parental Divorce as a Moderator
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Trans Abstract
Previous research on the association between marriage and life satisfaction is limited due to the lack of attempts to investigate the time profiles of life satisfaction around marriage. This study addresses unresolved questions about the positive association between marriage and life satisfaction as well as tests if it is moderated by childhood parental divorce. Using 14 waves of the Korean Welfare Panel Study(N=3,890 individuals or 25,338 person-year observations), the author first used an ordinary least squares model with clustered standard errors and found that married people reported higher life satisfaction before marriage, compared to people who remained single during the survey. This result supports a social selection perspective. Next, the author used a fixed effects regression model and found that the transition into marriage was associated with an initial rise and subsequent decline in life satisfaction. Life satisfaction increased after reaching its lowest level in the third year of marriage. Life satisfaction after the transition into marriage was significantly higher than that observed three or more years prior to marriage. The result supports a social causation perspective. Such changing patterns were not moderated by parental divorce during childhood. This study advances the current literature on marriage and life satisfaction by using a nationally representative longitudinal data set as well as by testing social selection and causation perspectives.
서론
결혼은 인륜지대사라는 말이 있을 만큼 인생에서 가장 중요한 일 중 하나로 알려져 왔지만, 오늘날 결혼의 필요성이나 당위성에 대한 인식은 많이 약해진 상황이다. 2020년 실시된 통계청의 사회조사에 따르면, 미혼 남녀의 절반 정도는 ‘결혼은 해도 좋고 하지 않아도 좋다’고 답했으며, 미혼 남성의 5%, 미혼 여성의 10%는 ‘결혼은 하지 말아야 한다’고 답했다(Statistics Korea, 2020e). 4년 전 실시된 같은 조사에서 미혼 남성의 3.3%, 미혼 여성의 6%만이 결혼의 당위성에 부정적인 태도를 보였던 결과를 참고하면(Statistics Korea, 2020d), 결혼을 마치 기피해야 하는 일로 여기는 사람들이 증가하는 것으로 보인다. 게다가 1인 가구의 지속적인 증가와 지원 정책의 확대, 2012년부터 꾸준히 이어지고 있는 혼인율의 하락(Statistics Korea, 2020a), 상당수의 기혼 여성들이 결혼 후 출산 및 육아로 직장을 그만두는 현실(Statistics Korea, 2020c)과 맞물려, 일부 사람들은 결혼하게 되면 불행해지거나 삶의 만족도가 낮아지지 않을까 염려하기도 한다. 이를 뒷받침하듯, 서울에 거주하는 미혼인 직장인의 행복지수가 결혼한 직장인의 행복지수보다 높다는 조사 결과가 발표되기도 했다(Jin et al., 2017).
그러나 그동안 축적된 국외 연구결과에 따르면, 결혼한 사람은 그렇지 않은 사람보다 대체로 더 건강하고 행복하며 삶에 만족하는 경향이 있다(Carr & Springer, 2010; Waite & Gallagher, 2000). 하지만 결혼이 삶의 만족도를 높이는 데 실질적인 역할을 하는가에 대해서는 상반된 입장이 존재한다. Lucas 등(2003)의 설명에 따르면, 사회적 선택 관점(social selection perspective)에서는 결혼한 사람들은 그렇지 않은 사람보다 결혼 전에 이미 행복하고 삶의 만족도가 높았기 때문에 결혼과 삶의 만족도간에 정적 관계가 존재하는 것으로 보고 결혼의 역할은 미미하다고 주장하지만, 사회적 인과 관점(social causation perspective)에서는 결혼 전 삶의 만족도 수준에 관계없이 결혼이라는 전이 자체가 삶의 만족도를 높이는 실질적인 역할을 한다고 본다. 이를 국내 자료로 검증한 연구는 찾기 어려운 실정인데, 두 가지 주장 모두 삶의 만족도에 있어 결혼의 역할이 무엇인지 짚고 있기 때문에 선행연구의 중요한 한계이자 연구가 필요한 영역이다. 따라서 본 연구는 이에 대한 답을 구하고자 한다.
일부 국가에서는 동거가 대중화되고 한 때 결혼제도 안에서만 이루어졌던 성관계나 출산 등이 결혼과 상당히 분리되면서(Cherlin, 2020), 결혼과 동거가 주관적 안녕감에 기여하는 정도는 비슷하거나(Perelli-Harris et al., 2019) 동거가 더 기여하기도 한다(Musick & Bumpass, 2012)는 보고가 있다. 이는 오늘날 결혼과 삶의 만족도의 관계가 과거와 같지 않을 수 있음을 시사하지만, 문화권을 막론하고 대다수의 사람들은 여전히 결혼을, 최소한 상징적으로라도, 원하고 동거보다 더 헌신적인 관계로 본다(Perelli-Harris et al., 2014). 특히 현재 한국 사회에서 친밀한 관계를 대표하는 제도로 결혼 이외에 다른 것을 떠올리기 어렵다는 점을 감안한다면, 국외 자료를 분석해 밝혀진 결혼과 삶의 만족도의 관계가 국내 자료를 분석했을 때에도 유사하게 나타날 가능성을 간과할 수 없다.
한편, 결혼한 사람이 그렇지 않은 사람보다 대체로 삶에 만족함을 밝힌 선행연구에서는 이 관계가 모든 사람에게 동일하게 나타나지 않을 것임을 지적한다(Clark et al., 2008). 배우자와 갈등을 경험하거나 이혼한 사람들을 떠올려보면, 이러한 지적이 새롭지 않을 수 있으나 구체적으로 어떤 사람들에게서 더 강하게 혹은 약하게 나타나는지 확인하는 연구는 많이 진행되지 않은 편이다. 본 연구에서는 이와 같은 선행연구의 한계를 보완하고자 두 변수의 관계가 아동기에 부모의 이혼을 경험한 일부 집단에게 다르게 나타나는지 확인하고자 한다. 부모의 이혼은 그 영향이 아동 및 청소년기에 그치는 것이 아니라 성인기까지 이어질 뿐만 아니라(Amato & DeBoer, 2001; Seo & Kim, 2019) 타인과 친밀한 관계를 맺거나 결혼생활에의 적응에 영향을 주기 때문이다(Jacquet & Surra, 2001; Kim et al., 2017). 일부는 결혼에 대해 부정적인 태도를 보이지만(Cunningham & Thornton, 2006) 만족스러운 결혼을 이어가는 사람들도 적지 않다(Jeon & Cho, 2016; Kim et al., 2017; Seo & Kim, 2019). 따라서 아동기 부모의 이혼 경험에 따라 결혼과 삶의 만족도 변화간의 관계가 달라질 수 있는지 검증함으로써, 결혼이 우리 삶에 미치는 영향에 대한 이해를 넓히고자 한다. 이와 같은 논의를 바탕으로 설정한 연구문제는 다음과 같다.
연구 문제 1. 결혼한 사람이 미혼이었을 때 보고한 삶의 만족도는 미혼자가 보고한 삶의 만족도와 차이가 있는가?
연구 문제 2. 결혼 전 삶의 만족도 수준을 고려했을 때, 결혼으로 삶의 만족도가 어떻게 변화하는가?
연구 문제 3. 아동기 부모의 이혼 경험에 따라 결혼과 삶의 만족도의 관계가 다르게 나타나는가?
선행연구 고찰
1. 결혼과 삶의 만족도의 관계
삶의 만족도는 ‘개인이 전반적인 삶에 대해 얼마나 만족하는가에 대한 주관적 평가’로 알려져 있다(Pavot & Diener, 2008). 행복이라는 개념과 엄격하게 구분하지 않고 널리 혼용되나, 삶의 만족도가 좀 더 개인의 현재 상황에 근거해 내리는 평가라고 구분하기도 한다(Diener et al., 2009). 삶의 만족도는 개인이 처한 상황에 따라 그 수준이 변화할 수 있는 개념이기 때문에, 결혼이라는 전이와 어떠한 관계를 맺고 있는지 살펴보기에 적합하다. 본고에서는 결혼과 삶의 만족도 또는 행복감, 이 두 개념을 포함하면서도 좀 더 다차원적인 개념인 주관적 안녕감(Diener, 2000; Diener et al., 2009)을 다룬 선행연구를 모두 고찰하였다.
결혼과 삶의 만족도에 대한 국외 문헌에서는 결혼한 사람이 그렇지 않은 사람보다 삶의 만족도가 높게 나타나고 있다(Carr & Springer, 2010; Waite & Gallagher, 2000). 이에 대해 크게 두가지 설명이 존재하는데, 그 중 하나는 사회적 선택 관점(social selection perspective)이다. 이 관점은 결혼하지 않은 사람과 비교할 때 결혼한 사람들은 미혼이었을 때 이미 삶의 만족도가 높다고 본다(Lucas et al., 2003). 그러다보니 삶의 만족도가 높은 사람일수록 상대방에게 매력적이고 호감을 줄 수 있어서 그렇지 않은 사람보다 배우자를 만날 가능성뿐만 아니라 혼인관계를 오래 유지할 가능성이 높다는 것이다. 뿐만 아니라 외향성, 낙천성, 정서적 안정감과 같은 개인의 타고난 성격도 삶의 만족도와 밀접한 관계가 있고, 이러한 요인들 역시 결혼 여부와 관련이 있다고 본다(Cacioppo et al., 2008). 즉, 사회적 선택 관점은 결혼 전 삶의 만족도 수준이 결혼 후 삶의 만족도 수준과 직결된다는 점을 강조하며, 삶의 만족도 향상에 결혼이라는 전이의 역할은 미미하다고 설명한다.
사회적 선택 관점 주장의 타당성은 현재 결혼한 사람이 미혼이었을 때 보고한 삶의 만족도 수준과 미혼인 사람이 보고한 삶의 만족도 수준을 비교함으로써 판단해 볼 수 있는데, 아직까지는 합치된 결론이 도출되지는 않았다. 독일에서 수집된 종단자료를 이용해 미혼자의 삶의 만족도와 기혼자가 미혼일 때 삶의 만족도를 비교한 Stutzer & Frey (2006)는 관련 변수를 통제하고도 미혼자의 삶의 만족도보다 기혼자가 미혼일 때 삶의 만족도가 유의하게 높음을 보고하였다. 반면, Tao (2019)는 대만에서 수집된 종단자료를 이용해 분석한 결과, 두 집단의 삶의 만족도 수준에는 유의한 차이가 없음을 보고하였다. 두 연구에서 주목할 점은, 현재 결혼한 사람이 미혼이었을 때 삶의 만족도는 결혼 3년 혹은 그보다 전에 보고된 삶의 만족도로 제한했다는 것이다. 결혼 직전에 보고된 삶의 만족도는 예비 배우자와 동거 중에 보고된 것이거나 결혼에 대한 기대를 공유하고 중장기적인 계획을 수립하면서 심리적, 정서적 지지를 나눈 상태에서 보고된 것일 수 있기 때문이다. 선행연구에서는 이를 결혼의 기대효과(anticipation effect)라고 칭하며, 결혼하기 1-4년 전부터 이미 사람들의 삶의 만족도가 점진적으로 높아짐을 밝히기도 했다(Clark et al., 2008; Qari, 2014; Tao, 2019). 따라서 본 연구에서는 미혼자의 삶의 만족도와 현재 결혼한 사람이 결혼 3년 혹은 그보다 전에 보고한 삶의 만족도 수준을 비교해서 사회적 선택 관점 주장이 한국 사회에서 어떻게 나타나는지 검증해보고자 한다.
결혼과 삶의 만족도의 정적 관계를 바라보는 또 다른 관점은 사회적 인과 관점(social causation perspective)으로, 결혼 여부가 사람들의 삶의 만족도 수준을 결정하는 데 실질적인 역할을 한다고 주장한다(Lucas et al., 2003). 결혼으로 ‘배우자’라는 새로운 역할을 갖게 되면, 부부는 좋은 배우자의 모습이나 경제적 자원의 공유 및 가정일 분담에 대한 이야기를 나누며 삶의 의미와 목적을 새롭게 규정하게 된다(Gove, 1973). 또한 결혼 후 배우자와 일상에서 다양한 상호작용을 하면서 친밀감, 동료애, 사회적지지를 주고받게 되는데, 이는 삶의 만족도 향상에 핵심적인 역할을 한다(Umberson et al., 2010). 마지막으로 가족, 친구, 혹은 종교인 앞에서 부부관계를 맺는 서약을 하게 되면, 장기적이고 공동의 시간과 노력이 필요한 계획(예: 가족계획)을 수립하고 이에 헌신하는 것이 용이해진다(Musick & Bumpass, 2012). 이렇게 부부가 함께 만들어가는 역사가 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 준다고 보는 것이 사회적 인과 관점의 핵심이다.
대다수의 국외 선행연구는 선택 효과를 최대한 통제한 이후에도 사회적 인과 관점에서 주장한 것처럼 결혼이 삶의 만족도 향상에 실질적인 역할을 하고 있음을 밝히고 있다(Carr & Springer, 2010; Waite & Gallagher, 2000). 초기 문헌에서는 1980년대부터 수집된 German Socio-Economic Panel Study를 이용해 독일 사회에서의 결혼과 행복감 또는 삶의 만족도의 관계를 탐색한 연구가 다수였으나(Clark et al., 2008; Lucas et al., 2003; Lucas & Clark, 2006; Stutzer & Frey, 2006), 이후에는 네덜란드(Chen & van Ours, 2018; Soons et al., 2009), 스위스(Kalmijn, 2017), 영국(Grover & Helliwell, 2019), 노르웨이(Næss et al., 2015), 미국(Musick & Bumpass, 2012), 그리고 대만(Tao, 2019) 등 다양한 사회에서 수집된 종단자료를 이용해서 결혼과 삶의 만족도 사이의 정적 관계를 보여주는 연구가 보고되고 있다. 그러나 삶의 만족도를 실질적으로 높이는 결혼의 영향이 얼마나 지속되는가에 대해서는 좀 더 연구가 축적되어야 하는 상황이다. 일부 연구자들은 결혼을 계기로 삶의 만족도가 가파르게 높아졌다가 약 2년 정도 뒤 결혼 전 수준으로 완전히 회복된다고 주장한다(Clark et al., 2008; Frijters et al., 2011; Lucas et al., 2003; Lucas & Clark, 2006; Stutzer & Frey, 2006). 이는 허니문효과(honeymoon effect)라고도 알려져 있고, 이직이나 승진 등 여러 가지 생애사건으로 환경이 바뀌어도 사람들은 이에 비교적 빨리 그리고 완전히 적응해 유전자나 성격에 의해 정해진 본인의 안녕감 수준을 되찾는다는 셋포인트 이론(setpoint theory)의 설명과 맥을 같이 한다(Headey & Wearing, 1989). 반면, 결혼을 계기로 높아진 삶의 만족도는 시간이 지나면서 약간 하락하지만, 결혼 전보다는 높은 수준을 유지한다고 밝힌 연구도 적지않다(Grover & Helliwell, 2019; Kalmijn, 2017; Qari, 2014; Soons et al., 2009; Tao, 2019; Zimmermann & Easterlin, 2006). 결혼이 삶의 만족도를 지속적으로, 혹은 궁극적으로 향상시킨다고 보는 입장이다.
한편, 국내 문헌에는 결혼과 삶의 만족도의 관계를 면밀하게 다룬 연구가 많지 않은 상황이다. 소수의 선행연구는 결혼한 사람이 그렇지 않은 사람보다 높은 삶의 만족도를 보인다고 보고하나, 성인 전체 혹은 장년층과 노년층을 연구대상으로 삼거나(Kim, 2020; Park, 2017; Park & Park, 2018) 삶의 만족도를 설명하는 여러 가지 사회인구학적 특성 중의 하나로 결혼 여부를 다루고 있다. 본 연구처럼 결혼이 주로 이루어지는 연령대의 사람들에 초점을 맞춘 연구라 할지라도(Cho et al., 2012; Song, 2017) 이미 결혼한 사람들을 대상으로 횡단적 관점에서 삶의 만족도를 살펴보는 등 결혼이라는 전이는 많이 다루어지지 않았다. 따라서 본 연구에서는 결혼 전후 삶의 만족도를 추적한 자료를 이용해서 결혼이 삶의 만족도 향상에 정적인 영향을 준다는 사회적 인과 관점 주장이 어떻게 나타나는지 면밀히 살펴보고자 한다.
결혼과 삶의 만족도의 관계를 명확히 파악하기 위해서는 두 변수와 관련이 있는 변수를 통제할 필요가 있다. 먼저 국내외 선행연구에서 공통적으로 통제하고 있는 성별, 연령, 그리고 교육수준을 본고에서도 통제변수로 선정하였다. 소득수준은 삶의 만족도와 선형관계는 아니지만 정적 관련성을 보이고(Diener et al., 1993), 취업 여부는 소득과 별개로 정체성을 부여하거나 사회적관계를 통한 상호작용의 기회를 제공함으로써 삶의 만족도에 영향을 주기에(Jahoda, 1982) 통제하였다. 건강상태 역시 삶의 만족도와 정적 관련성을 보이며(Pavot & Diener, 2008), 함께 살고있는 자녀의 유무는 응답자의 출산 여부를 가늠해볼 수 있는 변수로 결혼 이후 삶의 만족도 변화를 설명하는 중요한 생애사건이기에(Balbo & Arpino, 2016) 분석 시 통제하였다.
2. 결혼과 삶의 만족도의 관계에서 아동기 부모의 이혼
본 연구에서는 결혼이 삶의 만족도 변화에 미치는 직접적인 영향을 살펴보면서 아동기에 경험한 부모의 이혼이 두 변수의 관계를 조절하는지도 분석하였다. 국외 문헌에서 부모의 이혼은 성인자녀의 대인관계 및 결혼생활에 다방면으로 영향을 주어 만족스러운 결혼생활을 위협하는 요인으로 알려져 있다(Amato & DeBoer, 2001). 예를 들면, 아동기에 경험한 부모의 이혼으로 성인 자녀는 결혼에 대해 부정적이고 이혼에 대해 허용적인 태도를 갖는 경향이 있고(Cunningham & Thornton, 2006), 갈등을 조화롭게 해결하는 대인관계 기술을 배울 기회가 적고 관계에 대한 자신감이 낮은 경향도 보고되었다(Whitton et al., 2008). 또한 결혼이라는 약속이 본인의 의지에 의해 깨질 수 있음을 부모에게서 보았기때문에, 배우자나 결혼생활에 대한 신뢰도와 헌신의 정도가 낮다(Amato & DeBoer, 2001). 그래서 아동기에 부모의 이혼을 경험한 성인 자녀는 결혼시장에서 선호되는 조건을 가진 배우자를 만날 가능성이 낮고(Erola et al., 2012) 본인과 비슷한 가족 배경을 가진 배우자를 만나는 경향도 확인된다(Wolfinger, 2003). 이와 같은 결과는 Musick & Bumpass (2012)가 설명한 결혼이 삶의 만족도를 향상시키는 메커니즘과 직간접적으로 관련되기 때문에, 부모의 이혼을 경험한 성인에게서 그렇지 않은 성인보다 결혼과 삶의 만족도의 관계가 약하게 나타날 수 있음을 시사한다.
국내에서는 그동안 부모의 이혼이 아동 및 청소년기 자녀의 발달, 적응, 회복탄력성 등에 미치는 영향에 대한 연구가 주로 수행되다가, 2010년대 중후반부터 부모의 이혼이 성인 자녀의 삶에 미치는 영향을 탐색한 연구가 보고되고 있다(Ju, 2015; Lyu & Ji, 2019). 부모의 이혼이 성인 자녀의 이성교제나 결혼에 미치는 부정적인 영향은 상술한 국외 연구 결과와 유사하게 나타났다. 그러나 부모와 동일한 경험을 반복하지 않고 더 나은 삶을 살기 위해서 부부관계에서의 갈등이나 결혼생활의 어려움을 극복하기 위해 노력한다는 내용도 공통적으로 보고되고 있었다(Jeon & Cho, 2016; Kim et al., 2017; Seo & Kim, 2019). 이는 소수의 기혼여성을 대상으로 한 질적 연구에서 밝혀진 내용이긴 하지만 결혼이 삶의 만족도 변화에 미치는 영향이 부모의 이혼 여부와 상관없이 유사하게 나타날 수 있음을 시사하기에, 관련 자료를 이용해서 검증해 볼 필요가 있다.
연구방법
1. 연구자료 및 연구대상
본 연구는 한국복지패널(Korean Welfare Panel Study)의 제1차년도(2006년)부터 제14차년도(2019년) 자료를 사용하였다. 한국복지패널은 한국보건사회연구원과 서울대학교 사회복지연구소가 2006년 전국 7,072개 가구의 18,856명을 패널로 구축해 현재까지 추적하고 있는 종단면 자료이다(Korea Welfare Panel Study, 2020). 최초 표본가구 유지율의 감소를 보완하고자 2012년에 실시된 제7차년도 조사에서 전국 1,800개 가구 내 4,018명을 추가로 패널로 구축하였다. 소득계층, 경제활동상태에 따른 인구집단별 생활실태, 복지욕구, 주관적 안녕감 등 다양한 영역의 질문을 포함하고 있어 학제간 연구에 적합한 자료이다.
본 연구는 다음의 조건을 충족시킨 사람들을 최종 연구 대상으로 선정하였다. 먼저 조사 당시 만 18-44세인 응답자 11,767명을 선정하였다. 연령의 하한선은 만 18세부터 혼인이 가능하며, 미성년자라도 혼인 시 성인으로 여겨진다고 정의한 대한민국민법을 근거로 정하였다. 연령의 상한선은 2019년도 혼인의 약 90%가 만 44세 이하 남녀에게서 발생한 통계(Statistics Korea, 2020b)를 근거로 하여 표본에 가능한 많은 혼인이 포함될 수 있도록 정하였다. 또한 이 연령대에 해당하는 사람들에게 주관적 건강이나 동거하는 자녀 유무 변수의 의미가 비슷하다는 점도 응답자의 연령을 제한한 이유이다. 이 중 조사가 진행되는 동안 계속 미혼이었거나 미혼에서 기혼(유배우자)으로 혼인지위가 바뀐 응답자가 4,942명이었다. 다음으로 본 연구의 종속변수인 삶의 만족도를 두 번 이상 보고하였고 가중치의 값이 유효한 응답자 4,106명을 선정하였다. 또한 기혼자가 미혼일 당시 보고된 삶의 만족도가 최소 세 차례는 관측될 수 있도록 결혼 시점이 제4차년도 조사나 그 이후이면서 분석 변수에 결측값이 없는 것으로 확인된 3,890명을 표본으로 확정하였다(평균 조사 참여 횟수: 6.5회). 이들과 두 번째 상술한 조건까지 충족했으나 분석 변수의 결측값으로 인해 최종 표본에 포함되지 못한 응답자(1,052명, 21.29%)를 비교한 결과, 조사 기간 동안 평균적으로 전자가 후자에 비해 나이(t=15.17, p＜.001), 교육년수(t=23.78, p＜.001), 연간 경상소득(t=4.28, p＜.001)이 높고 미혼이라고 보고한 조사가 더 적었다(t=-6.86, p＜.001).
2. 측정도구
1) 종속변수: 삶의 만족도
삶의 만족도는 조사 당시 지난 1년 동안 응답자의 건강, 가족의 수입, 주거 환경, 가족 관계, 직업, 사회적 친분관계, 그리고 여가생활에 대해 만족도가 어느 정도인지 묻는 7개의 질문을 이용해 측정하였다. 모든 조사에서 ‘매우 불만족’의 1점부터 ‘매우만족’의 5점으로 구성된 응답지가 제시되었고, 7개의 항목에 대한 응답의 평균값을 분석에 사용하였다. 점수가 클수록 삶의 만족도가 높음을 의미한다. 내적 신뢰도를 가늠해볼 수 있는 Cronbach’s alpha는 조사년도에 따라 .70-.80, 모든 조사를 병합한 자료에서는 .77이었다.
2) 독립변수: 결혼
본 연구의 독립변수인 결혼은 조사 당시 직전 년도를 기준으로 가구주 혹은 가구주의 배우자가 보고한, 가구원의 혼인상태 자료로 측정하였다. 본 연구는 응답자가 미혼에서 기혼으로 변화하는 것에 초점을 두고 있기 때문에, 조사 기간 동안 계속 미혼이거나 미혼에서 기혼이 된 응답만 남기고 비해당(18세 미만인 응답자), 사별, 이혼, 별거, 기타(사망 등)라고 보고한 응답, 사별, 이혼, 별거였다가 기혼이 된 응답, 조사 기간 동안 계속 기혼인 응답은 제외하였다.
이 독립변수는 연구문제에 따라 다른 방식으로 코딩되었다. 첫번째 연구문제에 답하기 위해서는 조사 기간 동안 결혼한 사람이 미혼이었을 때 보고한 응답과 결혼하지 않은 사람이 미혼자로서 보고한 응답을 분석하기 때문에, 전자를 1로 후자를 0으로 코딩하였다. 반면, 두 번째와 세 번째 연구문제에 답하기 위해서는 조사 기간 동안 결혼한 사람이 미혼자 및 기혼자일 때 보고한 모든 응답과 미혼자의 모든 응답을 분석해야 한다. 이런 경우, 대부분의 선행연구에서는 미혼이라고 보고된 모든 조사년도의 응답은 0으로 기혼이라고 보고된 모든 조사년도의 응답은 1로 코딩하는, 계단형 변수(step variable)가 사용된다(Laporte & Windmeijer, 2005). 그러나 이는 해당 사건이 발생하기도 전에 종속변수에 영향을 미치거나 그 영향력이 시간이 지남에 따라 커지거나 작아지는 등 일정하지 않을 경우 사건의 영향력을 정확하게 추정하기 어렵다는 단점이 있다. 선행연구에서는 이를 보완하기 위해 해당 변수를 파동형 변수(pulse variable)로 표현하는 방법이 제안된다. 예를 들면, 조사 기간 동안 미혼이었다가 결혼하게 된 응답자의 경우, 응답자가 기혼이라고 답한 조사년도를 모두 1로 코딩하는 것이 아니라 처음 기혼이라고 답한 조사년도를 기준으로 각각의 조사가 결혼 몇 년 뒤에 수집된 것인지 계산해 코딩한다. 해당 응답자가 미혼이라고 답한 조사년도는 모두 0으로 코딩하는 것이 아니라 처음 기혼이라고 답한 조사년도를 기준으로 각각의 조사가 결혼 몇 년 전에 수집된 것인지 계산해 코딩한다. 즉, 응답자가 참여한 모든 조사가 결혼 몇 년 전부터 몇 년 뒤에 수집된 것인지 확인한 뒤, 이를 여러 개의 더미변수로 바꿔 분석에 사용하는 방법이 파동형 변수로 표현하는 방법이다. 조사 기간 동안 계속 미혼으로 남아있는 응답자의 경우, 모든 더미변수를 0으로 코딩한다. 본 연구의 두 번째 및 세 번째 연구문제에 대한 답을 구할 때에는 결혼 변수를 파동형 변수로 표현하였고, 아래 분석 방법에 수식으로 제시하였다.
3) 조절변수: 아동기에 경험한 부모의 이혼
본 연구의 조절변수는 응답자가 아동기에 부모의 이혼을 경험하였는지 여부이다. 응답자에게 아동기(만 0-17세)에 부모님이 이혼하였는지를 묻는 질문에 ‘그렇다’라고 답한 경우 1로, ‘그렇지않다’거나 ‘모르겠다’라고 답한 경우 0으로 코딩하였다.
4) 통제변수
본 연구의 통제변수는 응답자의 사회인구학적 특성으로, 성별, 연령, 교육수준, 소득수준, 취업상태, 주관적 건강, 동거 자녀 유무가 이에 해당한다. 응답자의 성별은 여성의 경우 1, 남성의 경우 0으로 코딩하였다. 연령은 출생년도와 조사가 실시된 해의 차이값으로 계산하였고, 교육수준은 학력(① 미취학 - ⑨ 대학원(박사))과 이수 여부(비해당 - ⑤ 졸업) 정보를 이용해 해당 학력을 졸업했다고 한 경우에는 그에 상응하는 교육년수를, 해당 학력을 재학, 휴학, 중퇴, 수료라고 답한 경우에는 그보다 한 단계 아래에 상응하는 교육년수를 계산하였다. 소득수준은 조사 당시 직전 년도의 경상소득(근로소득, 사업 및 부업소득, 재산소득, 사·공적 이전소득을 합한 소득)으로 측정하였고, 천 만원 단위가 되도록 조정해 분석에 사용하였다. 응답자의 취업상태는 조사 당시 직전 년도 응답자의 근로유형이 ① 임금근로자, ② 자영업, 고용주, ③ 무급 가족 종사자라고 답한 경우는 취업(1로 코딩)으로, 미취업자(근로능력 유무 모두 포함)라고 답한 경우는 비취업(0으로 코딩)으로 분류해 분석에 사용하였다. 주관적 건강은 조사 당시 직전 년도를 기준으로 가구주 혹은 가구주의 배우자가 가구원의 건강상태를 ‘① 아주 건강하다’에서 ‘⑤ 건강이 아주 안 좋다’까지 5점 리커트 척도에 따라 평가한 응답으로 측정하였다. 점수가 높을수록 주관적 건강이 좋음을 뜻하도록 역코딩해 분석에 사용하였다. 동거 자녀 유무는 응답자와 가구주와의 관계 정보를 이용해서 확인하였다. 응답자와 같은 가구에 살고 있는 자녀 중 가장 어린 자녀의 연령이 결혼 기간과 동일하거나 그보다 작은 경우 1로, 그렇지 않은 경우 0으로 코딩하였다. 성별을 제외한 모든 통제변수는 조사 년도에 따라 값이 변하는 속성을 가지고 있다.
3. 분석방법
먼저 분석 변수의 기술통계를 살펴본 뒤, 첫 번째 연구문제에 답하기 위해 선형회귀분석을 실시하였다. 본 연구에서는 종단자료가 사용되었기 때문에, 종속변수인 삶의 만족도는 동일한 사람에게서 여러 차례 보고되었다. 서로 독립적이지 않은 관측값으로 구성된 자료의 구조를 감안해서 clustered 선형회귀분석을 STATA를 이용하여 실시하였다. 두 번째 및 세 번째 연구문제에 답하기 위해서는 고정효과 회귀모델(fixed effects regression model)을 이용하였다. 고정효과 회귀모델은 시간에 따른 개인 내 변화를 추정하기 위해 사용하는 분석방법이다(Allison, 2009). 서로 다른 사회인구학적 배경을 가진 응답자들을 비교하는 것이 아니라, 두 차례 이상 수집된 본인의 응답을 가지고 시간에 따른 독립변수 내 변화와 종속변수 내 변화의 관계를 파악하는 방법이다. 본 연구에서 사용한 수식은 아래와 같다.
Yit = β’Xit + γ-2Di,-2 + γ-1Di,-1 + γ0Di,0 + γ1Di,1 + γ2Di,2 + γ3Di,3 + γ4Di,4 + αi + εit;
i = 1, …, N ; t = 1, 2, …, T
상술한 식에서 Yit는 i번째 응답자가 t번째 조사에 보고한 종속변수이고, Xit는 시간에 따라 변화하는 속성을 가진 통제변수의 벡터이며, β와 γ 는 추정하고자 하는 계수를 나타낸다. 상술한 바와 같이 본 연구의 독립변수인 결혼은 7개의 더미변수(파동형 변수)로 표현해 수식에 포함하였다. Di,-2는 해당 조사가 응답자가 결혼하기 2년 전에 참여한 조사인 경우 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩하였다. Di,-1은 해당 조사가 응답자가 결혼하기 1년 전에 참여한 조사인 경우 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩하였고, Di,0은 주어진 조사가 응답자가 결혼한 해에 참여한 조사인 경우 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩하였다. Di,1은 해당 조사가 응답자가 결혼한 이듬해 참여한 조사인 경우 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩하였고, Di,2는 주어진 조사가 응답자가 결혼한 지 2년 뒤인 해에 참여한 조사인 경우 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩하였다. Di,3은 해당 조사가 응답자가 결혼한 지 3년 뒤인 해에 참여한 조사인 경우 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩하였고, Di,4는 주어진 조사가 응답자가 결혼한 지 4년 이상 되는 시기에 참여한 조사인 경우 1로, 그렇지 않으면 0으로 코딩하였다. 이 7개의 더미변수에 대한 기준 범주는 해당 조사가 응답자가 결혼하기 3년 혹은 그보다 전인 경우이다. γ-2부터 γ4까지 7개 계수의 추정값을 구해 두 번째 연구문제에 대한 답을 구한 뒤, 7개의 더미변수와 조절변수인 아동기 부모의 이혼 경험 여부간의 상호작용항을 추가로 투입해 세번째 연구문제에 대한 답을 구하였다. 해당 조절변수는 시간에 따라 변화하지 않는 속성을 가지고 있기 때문에, 고정효과 회귀모델에서 조절변수 자체의 효과는 추정되지 않고 상호작용항의 효과만 추정된다(Allison, 2009). αi는 시간에 따라 변화하지 않는 속성의 변수인데, 고정효과 회귀모델에서는 이러한 시간불변적 속성의 변수는 조사 여부에 상관없이 모두 통제된다. 고정효과 회귀모델에서도 개인이 여러 차례 관찰된 종단자료의 구조를 감안해 clustered 표준오차를 보고하였고, 종단자료 분석의 정확성을 위해 개인 종단면 가중치를 적용하였다(Korea Welfare Panel Study, 2020). 분석은 STATA의 xtreg로 이루어졌다.
연구결과
1. 분석 변수의 기술통계
Table 1에는 시간에 따른 변수값의 변화를 이해하기 위해 응답자가 첫 번째로 참여한 조사와 마지막으로 참여한 조사에서 계산한 기술통계와 병합자료(응답자가 2-14차례 참여한 조사를 세로로 합친 형태)에서 계산한 기술통계가 제시되어있다. 먼저 응답자의 첫 번째 및 마지막 조사에서 계산한 기술통계를 살펴보면, 삶의 만족도는 응답자가 첫 번째로 참여한 조사에서 3.48점이었다가 마지막 조사에서 3.55점으로 소폭 상승하였다. 연구대상자 3,890명은 모두 첫 번째 참여한 조사에서 미혼이었고 해당조사가 결혼 1년(11명, 0.28%)에서 3년 혹은 그보다 전(3,858명, 99.18%)에 보고된 것이라고 답했으나, 마지막 조사에서는 전체의 16.30%에 해당하는 634명이 기혼자로 조사를 마쳤고 해당 조사가 결혼한 해(122명, 3.14%)부터 결혼 4년 혹은 그 이후(319명, 8.20%)에 보고된 것이라고 답했다. 아동기에 부모의 이혼을 경험한 적이 있다고 답한 응답자는 433명(11.13%)이었다. 통제변수의 기술통계를 살펴보면, 남성 응답자는 2,054명(52.80%), 여성 응답자는 1,836명(47.20%)이었으며, 첫 번째 조사에서 평균 나이는 24.44세였으나 마지막 조사에서는 30.51세로 약 6세 높아졌고 교육년수는 12.52년에서 13.62년으로 약 1년 정도 높아졌다. 응답자 가구의 연간 경상소득은 약 4,580만원에서 6,280만원으로 증가하였고, 취업자의 비율은 약 40%에서 65%로 25%p 정도 높아졌음을 확인할 수 있다. 주관적 건강은 4.16점에서 4.06점으로 소폭 하락하였으며, 동거하는 자녀가 있다고 확인된 응답자는 마지막 조사에서 384명(9.87%)이었다.
Descriptive Statistics of Variables Used in the Study
병합자료 내 25,338개의 관측치로 계산된 기술통계를 살펴보면, 삶의 만족도는 평균 3.52점이었고 미혼으로 확인된 관측치는 22,265개(87.87%), 기혼으로 확인된 관측치는 3,073개(12.13%)였다. 이를 좀 더 자세히 살펴보면, 결혼 3년 또는 이보다 전으로 확인된 관측치가 전체의 약 83%였고, 결혼 2년 전으로 확인된 관측치는 2.34%(594개), 결혼 1년 전으로 확인된 관측치는 2.40%(609개), 결혼한 해에 보고된 관측치는 2.48%(629개)이었다. 결혼한 이듬해 보고된 관측치는 전체의 2%(506개), 2년 뒤로 확인된 관측치는 1.77%(448개), 3년 뒤로 확인된 관측치는 1.49%(378개), 4년 혹은 그 이후로 확인된 관측치는 4.39%(1,112개)였다. 아동기에 부모의 이혼을 경험했다고 답한 관측치는 전체의 9.65%(2,445개)를 차지하였다. 통제변수의 기술통계를 살펴보면, 남성의 관측치는 전체의 51.03%, 여성의 관측치는 전체의 48.97%이었고, 평균 연령은 28.68세, 평균 교육기간은 13.40년, 응답자 가구의 연간 경상소득은 5,570만원, 취업 중으로 확인된 관측치는 전체의 약 61%였다. 주관적 건강은 4.11점, 동거하는 자녀가 있는 관측치는 전체의 6.88%를 차지하였다.
2. 향후 결혼 여부에 따른 미혼일 때의 삶의 만족도 차이
본 연구의 첫 번째 연구문제는 결혼한 사람이 미혼이었을 때 보고한 삶의 만족도와 결혼하지 않은 사람이 미혼자로서 보고한 삶의 만족도에 차이가 있는지 알아보는 것이다. 상술한 바와 같이 결혼에 대한 기대감이나 예비 배우자와 결혼생활에 대한 구체적인 계획 수립 등으로 삶의 만족도에 대한 결혼의 기대효과가 존재하기 때문에(Clark et al., 2008; Qari, 2014; Tao, 2019), 조사 기간 동안 결혼한 사람이 미혼이었을 때 보고한 삶의 만족도는 결혼 3년 혹은 그보다 전으로 제한해서 미혼자가 보고한 삶의 만족도와 비교하였다. 3,858명의 응답자가 보고한 21,062개의 관측치가 여기에 해당하였고(Table 1 참조), 미혼자가 보고한 삶의 만족도는 3.49점(SD=0.54), 결혼한 사람이 미혼이었을 때 보고한 삶의 만족도는 3.54점(SD=0.48)이었다. 이와 같은 삶의 만족도 차이가 관련 변수를 통제한 뒤에도 나타나는지 확인하고자, 성별, 연령, 교육수준, 연간 경상소득, 취업상태, 주관적 건강, 그리고 조사년도를 통제하고 관측치간의 관련성을 조정한 선형회귀분석을 실시하였고 그 결과를 Table 2에 제시하였다. 동거하는 자녀가 있는 응답자는 한 명도 없어서 해당 변수는 모델에 포함시키지 않았다. 분석 결과, 미혼자가 보고한 삶의 만족도보다 조사 기간 동안 결혼한 사람이 미혼이었을 때 보고한 삶의 만족도가 통계적으로 유의하게 높았다(B=0.05, p＜.01). 즉, 사회적 선택 관점의 주장대로 결혼과 삶의 만족도간의 정적 관계는 결혼한 사람이 미혼이었을 때의 삶의 만족도가 미혼자의 삶의 만족도보다 높기때문일 가능성이 존재함을 알 수 있다.
Ordinary Least Squares Regression Model (with Clustered Standard Errors) Predicting Life Satisfaction
3. 결혼과 삶의 만족도의 관계 및 아동기 부모 이혼의 조절효과
그렇다면 결혼으로 삶의 만족도가 어떻게 변화한다고 말할 수 있는가? 사회적 선택 관점의 주장이 여전히 타당하기 위해서는 결혼 전과 후에 보고된 삶의 만족도를 모두 고려했을 때 결혼이 삶의 만족도 변화에 미치는 영향이 거의 확인되지 않아야 할 것이다. 반면, 사회적 인과 관점의 주장이 타당하기 위해서는 시간불변적 속성의 변수를 모두 통제하고 시간가변적 속성의 변수를 최대한 고정효과 회귀모델에 투입한 후에도 결혼 그 자체가 삶의 만족도 변화에 미치는 영향력이 확인되어야 할 것이다. 이는 본 연구의 두 번째 연구문제이며, Table 3의 첫 번째 모델에 분석 결과가 제시되어 있다. 추정 계수를 살펴보면, 결혼 3년 전에 비해 결혼 2년 전 삶의 만족도는 0.05점(p＜.05) 높아졌고, 1년 전에는 0.09점(p＜.001) 높아졌다. 결혼한 해에는 0.16점(p＜.001) 그 이듬해에는 0.18점(p＜.001) 높아져, 이 때가 결혼으로 삶의 만족도가 가장 높아지는 시기임을 알 수 있었다. 결혼한 지 2-3년이 지난 시점에서는 삶의 만족도가 소폭 하락했지만 여전히 결혼 3년 혹은 그보다 전에 비해 높은 수준이었고(결혼 2년 뒤: B=0.15, p＜.001; 결혼 3년 뒤: B=0.10, p＜.01) 그 이후에는 삶의 만족도가 다시 반등하는 양상을 보였다(B=0.18, p＜.001). 통제변수와 삶의 만족도의 관계를 살펴보면, 연령이 높아지고(B=0.01, p＜.001), 주관적으로 평가한 건강이 좋으며(B=0.11, p＜.001) 취업 중일수록(B=0.07, p＜.001) 삶의 만족도가 높아졌고, 교육년수가 길거나(B=-0.03, p＜.001) 동거하는 자녀가 있을수록(B=-0.06, p＜.05) 삶의 만족도는 하락하는 것으로 나타났다.
Fixed Effects Regression Models Predicting Life Satisfaction on Transition into Marriage and Childhood Parental Divorce as a Moderator
Table 3의 두 번째 모델에는 아동기 부모의 이혼 경험에 따라 첫 번째 모델에서 확인한 결혼과 삶의 만족도의 변화 양상이 다르게 나타나는지 확인한 결과가 제시되어 있다. 아동기 부모의 이혼경험은 응답자의 조사 기간 동안 변화하지 않는 속성을 가진 변수이기 때문에, 고정효과 모형에서 조절변수의 주효과는 추정되지 않고 파동형 변수로 표현된 결혼 변수와의 상호작용효과만 추정된다. 분석 결과, 상호작용항은 통계적으로 유의하지 않아서 아동기 부모의 이혼 경험에 따라 결혼으로 삶의 만족도가 높아지는 양상은 달라지지 않음을 확인할 수 있었다.
결론 및 논의
본 연구에서는 결혼의 당위성이 점차 약해지고 있는 한국 사회에서 결혼과 삶의 만족도의 정적 관계에 대한 두 가지 주장이 어떻게 나타나는지 살펴보았다. 이를 위해서 한국복지패널 제1차년도부터 제14차년도 자료를 병합해 조사 기간 동안 계속 미혼이거나 미혼이었다가 결혼하게 된 응답자를 표본으로 선정하였다. 삶의 만족도 향상에 결혼의 역할이 미미하다고 보는 사회적 선택 관점의 주장은 관측치간의 상관성을 보정한 선형회귀분석모델로 확인해보았고, 결혼의 역할이 실질적이라고 보는 사회적 인과 관점은 고정효과 회귀모델로 확인해보았다. 두 번째 분석에서는 아동기 부모의 이혼 경험 여부에 따라 결혼과 삶의 만족도의 관계가 다르게 나타나는지도 살펴보았다. 연구 결과를 논의하면 다음과 같다.
첫째, 사회적 선택 관점에서는 결혼이 삶의 만족도에 미치는 영향은 미미하다고 주장하였다. 결혼하지 않은 사람보다 결혼한 사람은 결혼 전에 이미 삶의 만족도 수준이 높아서 결혼할 가능성이 높기에, 이러한 삶의 만족도 수준의 격차가 결혼 이후에도 유지되는 것이라 보았기 때문이다. 본 연구에서는 선행연구를 참고해서 결혼한 사람이 결혼 3년 혹은 그보다 전에 보고한 삶의 만족도와 미혼인 사람이 보고한 삶의 만족도를 비교한 결과, 결혼한 사람은 그렇지 않은 사람보다 결혼 전에 이미 삶에 대한 만족도가 높음을 확인하였다. 이는 같은 아시아권에 속해 혼인율의 추이 등이 비슷한 대만 사회의 자료를 분석한 Tao (2019)의 결과와 상반된다. 본고 역시 대규모 조사자료에서 이용할 수 있는 사회인구학적 변수를 통제하였고 자료가 수집된 시기도 비슷하지만, 성격이나 결혼가치관, 미혼자의 생활양식 등 본고에서 고려하지 못한 변수가 이러한 차이를 가져왔다고 추정해볼 수 있다. 반면, 본 연구의 결과는 독일의 종단자료를 분석한 Stutzer & Frey (2006)의 결과와 일치한다. 이 연구에는 미혼이지만 장기간 동거중인 응답자가 포함되어 있고 이들 중 일부가 추후에 결혼하게 되는 사례가 많다보니, 결혼한 사람이 결혼 전에 보고한 삶의 만족도는 계속 미혼으로 남아있는 사람이 보고한 삶의 만족도보다 높게 나타난 것으로 추정해 볼 수 있다. 해당 자료가 1980년대 초반부터 2000년대까지의 독일 사회를 반영하고 있기 때문에, 현재의 사회상과 차이가 존재할 수 있음을 주지할 필요도 있다.
둘째, 사회적 인과 관점에서는 결혼이 삶의 만족도 향상에 실질적인 영향을 준다고 주장하였다. 사람들은 결혼이라는 제도 및 관계에서 행복감이나 삶에 대한 만족도를 높이는 혜택을 누리기에, 결혼 전 삶의 만족도를 고려한 뒤에는 결혼이 삶의 만족도를 높일 것이라고 보았다. 앞서 살펴보았듯이 결혼한 사람은 그렇지 않은 사람보다 결혼 전에 이미 삶에 대한 만족도가 높았기에, 본 연구에서는 이와 같은 결혼 전 삶의 만족도 차이를 고려하고 결혼이 삶의 만족도에 어떠한 영향을 미치는지 살펴보았다. 분석 결과, 사회적 인과 관점의 주장 역시 설득력이 있다고 볼 수 있는 결과를 확인하였다. 즉, 결혼에 가까워질수록 삶의 만족도는 점차 높아져 결혼한 해와 그 이듬해에 가장 높아졌고, 이후부터 결혼한 지 3년이 되는 해까지 다소 하락했다가 다시 상승하는 추이를 보였다. 약간의 등락이 있었지만 결혼 후 보고된 삶의 만족도는 결혼 3년 혹은 그보다 전에 보고된 삶의 만족도보다 유의하게 높았다는 점에서 결혼이 삶의 만족도를 지속적으로 혹은 궁극적으로 향상시킨다고 보는 입장과 일치하였다(Grover & Helliwell, 2019; Kalmijn, 2017; Qari, 2014; Soons et al., 2009; Tao, 2019; Zimmermann & Easterlin, 2006). 추가 분석 결과, 동거하는 자녀 유무를 통제하지 않을 경우 결혼한 지 3년 뒤의 삶의 만족도가 결혼 전 수준으로 완전히 회복되는 양상을 보였다. 허니문효과 또는 셋포인트 이론의 주장과 본 연구의 결과가 일치하지 않은 이유 중 하나가 전자를 지지하는 결과를 확인한 일부 연구에서 동거하는 자녀 유무를 통제하지 않았기 때문으로 추론해볼 수 있다. 추후 연구에서는 삶의 만족도와 유사하지만 구분되는 다른 개념(예: 자아존중감, 건강 등)에도 결혼이 비슷한 영향력을 행사하는지 검증해 볼 필요가 있겠다.
본 연구의 주요 관심사는 아니지만, 연구문제의 답을 구하는 과정에서 결혼의 기대효과도 확인하였다. 즉, 현재는 미혼이지만 가까운 미래에 결혼을 하게 되는 경우, 결혼에 가까워질수록 삶의 만족도는 점진적으로 높아졌다. 혼전동거가 보편적이지 않은 한국 사회를 감안한다면, 이는 예비 배우자와 결혼에 대한 기대를 공유하고 결혼 생활에 대한 계획을 수립해가면서 삶을 더욱 만족스럽게 평가하고 있음을 의미한다. 결혼 이후 남녀에게 사회적으로 다른 역할이 기대되는 현실을 고려할 때, 본 연구의 결과는 결혼의 기대효과나 결혼 후 삶의 만족도 변화 양상이 성별에 따라 다르게 나타나는지 살펴보는 추후 연구의 단초로 이용될 수 있을 것이다.
셋째, 본 연구의 세 번째 연구문제로 결혼이 삶의 만족도에 미치는 영향이 아동기 부모의 이혼 경험에 따라 달라지는지 살펴보았다. 분석 결과, 모델에 투입한 상호작용항은 유의하지 않아서 아동기에 부모의 이혼을 경험한 집단이나 그렇지 않은 집단이나 결혼이 삶의 만족도를 실질적으로 높이고 있는 관계에는 차이가 없음을 확인하였다. 본 결과는 최근 국내 문헌에서 부모와 동일한 경험을 반복하지 않고자 부부관계나 결혼생활의 어려움을 극복하기 위해 노력한다는 소수 기혼 여성들의 경험(Jeon & Cho, 2016; Kim et al., 2017; Seo & Kim, 2019)과 같은 맥락에 있다고 볼 수 있겠다. 선행연구에서는 아동기에 부모의 이혼을 경험한 일부 기혼 여성들에게서 행복하고 만족스러운 결혼생활을 하지 못할 것 같은 두려움이 공통적으로 보고되었는데, 본 결과는 이들의 불안감을 해소하는 데 도움이 될 것으로 보인다. 본고에서는 부모의 이혼이 결혼이라는 전이 자체에 미치는 영향은 다루지 못했기 때문에, 부모의 이혼과 성인 자녀의 결혼 여부 및 시점과의 관계도 향후에 탐색해 볼 주제라고 할 수 있다.
정리하면, 본 연구는 학문적으로 전국 대표성을 갖춘 종단자료를 활용해서 결혼이 삶의 만족도에 미치는 영향을 상세하게 밝혔으며, 결혼이 삶의 만족도에 미치는 영향은 결혼 전후로 달라질 수 있음에 주목해서 결혼을 파동형 변수로 코딩하는 방법을 이용했다는 의의가 있다. 또한 결혼과 삶의 만족도의 관계에 대한 상반된 관점을 모두 뒷받침하는 결과를 확인함으로써, 두 변수의 관계를 이해하기 위해서는 다각적인 시각이 필요하다는 점을 시사하였다. 약간의 등락이 있지만 결혼이 삶의 만족도를 실질적으로 향상시킴을 밝힌 본 연구의 결과는 결혼과 행복의 부적 관계에 대한 일각의 우려를 해소하는 데 활용될 수 있다는 실천적 측면의 의의도 있다. 또한 본 연구는 결혼한 사람이 결혼 전에 보고한 삶의 만족도가 미혼인 사람이 보고한 삶의 만족도보다 높음을 확인하였는데, 이는 같은 미혼이라도 더욱 만족스러운 삶을 사는 사람들이 향후 결혼하게 될 가능성이 있음을 시사한다. 따라서 혼인율을 높이고자 하는 정책적 목표가 있다면, 미혼자의 삶의 만족도를 낮추는 요인이 무엇이며 이를 어떻게 개선할 수 있을지 살펴보는 방향성을 확립하는 데 본 연구결과가 활용될 수 있다는 정책적 의의가 있다.
본 연구의 한계점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 분석 자료의 한계로 동거하는 자녀의 유무로 응답자의 출산 여부를 가늠하였다. 따라서 조사 기간 동안 출산했지만 자녀와 같은 가구에 거주하지 않는 응답자의 정보는 정확히 파악하지 못하였다. 둘째, 본 연구에서는 응답자가 초혼인 사례만 분석에 사용했고, 이혼 및 사별자가 조사 기간 중 재혼하게 된 사례는 표본에 포함시키지 않았다. 초혼에서 나타나는 결혼의 혜택이 재혼에서는 잘 확인되지 않는다는 국외 연구를 참고할 때(Williams & Umberson, 2004), 본 연구에서 확인된 결혼의 삶의 만족도 향상 효과는 다소 크게 추정되었을 가능성이 있다. 셋째, 본 연구는 만 18-44세, 조사년도를 기준으로 1962년생부터 2001년생까지 다양한 코호트를 표본에 포함하고 있다. 코호트별로 결혼과 관련된 사회 분위기나 개인의 가치관이 다르지만(Lee, 2019), 본고에서는 코호트 효과를 분석하지 못하였다. 향후 연구에서 결혼은 필수이며 마땅히 해야 한다고 보는 시각이 우세한 사회에서 자란 코호트와 결혼은 선택이거나 이미 포기한 것으로 보는 시각에 익숙한 사회에서 자란 코호트에게 결혼과 삶의 만족도의 관계가 동일할 것인가는 다루어볼 만한 주제일 것이다.
이러한 제한점에도 불구하고, 본 연구는 14년 동안 수집된 대표성을 갖춘 국내 종단데이터를 이용해서 결혼과 삶의 만족도의 관계를 바라보는 두 가지 주장의 타당성을 확인한 시도라는 의의가 있다. 본고에서는 아동기 원가족에서의 경험은 결혼과 삶의 만족도의 관계를 조절하지 못하는 것으로 나타났으나, 후속 연구에서는 성별, 부부간의 학력이나 결혼가치관 등이 성인 자녀의 특성이 조절변수가 될 수 있는지 살펴볼 필요가 있다. 본 연구를 토대로 이혼, 사별, 자녀의 출산 등 가족에게 발생하는 다양한 사건이 삶의 만족도, 더 나아가 안녕감에 미치는 영향을 파악하는 연구가 축적되기를 기대한다.
Notes
The author declares no conflict of interest with respect to the authorship or publication of this article.