Mediating Effects of Work-Family Balance on the Relationship of Role Recognition  in the Family, Marital Intimacy and Job Satisfaction of Married Women: Using Latent  Growth Curve Modeling and Autoregressive Cross-Lagged Modeling

Hye Rim Han; Ji Min Lee

doi:10.6115/fer.2017.020

Fam. Environ. Res > Volume 55(3); 2017 > Article

기혼여성이 지각한 가족 내 역할 인식 및 부부친밀감과 직무만족도의 관계에서 일-가정양립 인식의 매개효과: 잠재성장모형 및 자기회귀교차지연모형 연구

Original Article

Fam. Environ. Res 2017;55(3):263-274.

Published online: June 14, 2017

DOI: https://doi.org/10.6115/fer.2017.020

기혼여성이 지각한 가족 내 역할 인식 및 부부친밀감과 직무만족도의 관계에서 일-가정양립 인식의 매개효과: 잠재성장모형 및 자기회귀교차지연모형 연구

한혜림, 이지민

영남대학교 가족주거학과

Mediating Effects of Work-Family Balance on the Relationship of Role Recognition in the Family, Marital Intimacy and Job Satisfaction of Married Women: Using Latent Growth Curve Modeling and Autoregressive Cross-Lagged Modeling

Hye Rim Han, Ji Min Lee

Department of Family and Housing Studies, Yeungnam University, Gyeongsan, Korea

Corresponding Author: Ji Min Lee Department of Family and Housing Studies, Yeungnam University, 280 Daehak-ro, Gyeongsan 38541, Korea Tel: +82-53-810-2866 Fax: +82-53-810-4667 E-mail: ljimin@yu.ac.kr

This article was presented as a poster session at the 69th Conference of the Korean Home Economics Association in 2016.

Received September 18, 2016 Revised March 13, 2017 Accepted March 18, 2017

Abstract

The purposes of this study were to verify the longitudinal mediating effects of work-family balance on the relationship of role recognition in the family, marital intimacy and job satisfaction of married women, and to introduce longitudinal mediating effects by using latent growth curve modeling and autoregressive cross-lagged modeling. The subjects were married women from the third year data of the Korean Longitudinal Survey of Women and Family. Structural equational models were conducted with Amos ver. 21.0. The major findings are as follows. First, the result of the longitudinal mediating effects of latent growth modeling is the rate of change of work-family balance mediated between the rate of change of role recognition in the family and the rate of change of job satisfaction, and the rate of change of work-family balance mediated between the rate of change of marital intimacy and the rate of change of job satisfaction. Second, when using the autoregressive cross-lagged modeling, the more role recognition and marital intimacy of third year were the more work-family balance of fourth year, job satisfaction of fifth year. In both models, work-family balance mediated between role recognition in the family, marital intimacy and job satisfaction. Therefore, through this study, mediating effects of work-family balance can be found that there was a longitudinal effects.

Keywords: role recognition in the family, marital intimacy, work-family balance, job satisfaction

서론

1. 연구의 필요성 및 목적

현대사회는 산업의 구조적 변화로 인해 가정 및 사회에서의 남성과 여성의 지위, 역할이 변화되면서 여성들의 교육수준이 높아지고, 사회적 진출이 증가하는 등의 변화를 겪고 있다. 2015년 통계청이 발표한 자료에 따르면, 여성의 대학 진학률(74.6%)이 남성의 대학 진학률(67.6%)보다 높게 나타났으며[18], 2016년 국가공무원 9급 공개채용시험에서는 전체 합격자 중 약 53%가 여성으로 나타났다. 이처럼 여성의 사회 진출은 행정계뿐만 아니라 교육계, 사법계, 의료계 등의 범위까지 활발하게 이루어지고 있다[16].

그러나 여성의 사회적 진출이 빠르게 증가하고 있는 것에 비해 우리 사회의 전통적인 성 가치관은 더디게 변화하고 있다. 그 예로 아직까지 우리 사회는 가사노동을 남성과 여성의 공동역할이 아닌 여성의 주된 역할이라고 인식하는 것에 머물러있다[5]. 통계청이 발표한 2014년 생활시간조사 결과에 따르면[18], 기혼남성 근로자의 가사노동시간은 24분으로 나타난 반면, 기혼여성 근로자의 가사노동시간은 기혼남성 근로자의 가사노동시간의 약 6배인 2시간 38분에 이르는 것으로 나타났다. 이처럼 기혼여성은 직장의 업무와 더불어 가사노동까지 병행하면서 이중적인 부담을 겪게 된다. 이러한 다중 역할에 대한 부담감으로 인해 기혼여성들은 육체적, 정신적 스트레스를 겪을 수 있으며, 이는 직장생활에도 부정적인 영향을 미치게 된다[13]. 따라서 기혼여성들이 직장생활을 지속하면서 가정생활을 조화롭게 영위하고, 이로 인해 직무만족도를 높임으로써 여성들의 삶의 질을 높이는 수 있는 방안을 모색하는 것이 필요하다.

직무만족도(job satisfaction)란 직무나 직무수행의 결과로서 발생되는 긍정적인 정서 상태로 직무에 대한 일련의 태도를 의미하고, 직업, 직장과 관련된 다양한 영역에 대한 정서적 반응이라고 볼 수 있다[1]. 또한 직무만족도는 단지 근로자의 직장영역에 대한 만족의 정도만을 의미하는 것이 아니라 생활 전반의 만족을 의미한다. 특히 여성의 경우 일과 생활의 상호관계가 남성보다 더 밀접한 경향이 있으므로 직장에서의 만족이 전반적인 생활만족에 미치는 영향이 클 것으로 예상된다[11, 12]. 이러한 직무만족도에 영향을 미치는 원인에는 다양한 요인들이 존재하는데, 크게 가정에 대한 요인, 직장과 관련된 요인으로 구분할 수 있다. 특히 가정에 대한 요인으로는 가정 내 역할 인식, 부부친밀감이 직무만족도에 영향을 미치는 중요한 요인으로 나타났으며, 가정과 직장 간의 관계에 관한 요인으로는 일-가정양립에 대한 인식이 직무만족도에 중요한 영향을 미치는 것으로 나타났다[4, 12, 14].

그 중에서도 가족 내 역할 인식은 가정 내에서 남편과 아내가 어느 정도로 평등한 권리를 누리고 역할을 공유하고 있는지에 대한 인식을 의미한다. Song과 Lee [17]에 따르면, 여성이 가족 내 자신의 역할이 평등하다고 인식할수록 일-가정양립이 균형적으로 이루어지고 있다고 인식하며 직무만족도가 높게 나타난다고 하였다. 또한 Lee [12]의 연구에서는 가족 내 자신의 역할이 평등하다고 인식하는 기혼여성일수록 일-가정양립에 대한 스트레스가 낮은 것으로 나타났으며, 이는 직무만족도를 높이는데 긍정적인 영향을 미친다고 나타냈다. Im [6]의 연구에서도 역시 여성 임금 근로자가 가족 내 역할이 평등하다고 인식할수록 육아 스트레스가 낮으며, 직무스트레스 또한 낮게 나타난다고 하였다. 이처럼 기혼여성이 가족 내에서 평등한 권리를 누리며 남편과 역할을 충분히 공유할수록 일과 가정의 양립이 원활하게 이루어지며 직무만족도가 높게 나타나는 것을 알 수 있다.

한편, 부부친밀감은 부부 간의 상호작용의 부산물로서 인지적 요소인 대화빈도, 견해유사성, 신뢰도와 성적요소인 성생활만족도를 포함하는 부부관계의 밀접한 상호공유를 의미한다[14]. 기혼여성에게 있어서 배우자는 역할 분담의 주체이자 정서적 지지자로 일-가정양립에 강력한 영향력을 행사함으로써 직무만족도에 영향을 미치는 중요한 역할을 한다[3]. 특히 부부친밀감은 기혼여성의 일-가정양립을 설명하는 연구에서 일과 가정의 역할을 양립하는데 긍정적인 영향을 미치는 변인으로 밝혀져 왔으며, 기혼여성의 직무만족도에도 긍정적인 영향을 미치는 변인 중 하나로 연구되어 왔다[3]. Park [14]에 따르면, 부부친밀감은 일과 가정영역의 역할 수행에 대한 스트레스와 더불어 직무스트레스를 감소시키는데 영향을 미친다고 하였으며, Kang과 Yoo [8]는 맞벌이 부부의 자녀양육 분담 및 가사 분담을 촉진시켜 생활스트레스, 직무스트레스를 감소시키는 요인으로 부부친밀감을 꼽았다. 또한 Kim [10]의 연구에서는 부부친밀감이 낮을수록 부부 간의 의사소통이 원활하지 못하며 역할 공유에 대한 갈등이 일어나기 쉬우므로 기혼여성들의 일에 대한 만족도가 낮게 나타난다고 하였다. 이와 같은 선행연구 결과들을 통해 부부 간의 친밀도가 높은 기혼여성일수록 직무만족도가 높게 나타나는 것을 알 수 있다.

직무만족도에 중요한 영향을 미치는 또 하나의 변인인 일-가정양립은 직장에서의 역할과 가정에서의 역할로부터 나오는 두 가지 다른 영역에서 자신의 역할을 원활히 수행하기 위한 상태로써, 자신의 직업에 대한 관점과 삶에 대한 관점의 균형을 맞춰가는 것을 의미한다[5]. 특히 현대사회에서 직장생활과 가정생활은 서로 다른 영역임에도 불구하고 상호의존적인 관계를 형성하고 있으며 직장생활의 경험과 가정생활의 경험은 상호 전이되는 특성을 지닌다[9]. 따라서 일-가정양립은 직무만족도에 대한 연구에서 가장 많이 언급된 변수 중 하나로 꼽을 수 있다[6, 9, 17].

선행연구를 살펴보면, Hong [4]의 연구에서는 가족 내 역할 인식이 일-가정양립 인식을 매개로 직무만족도에 영향을 미친다고 보고했다. 즉, 가족 내 자신의 역할이 평등하다고 인식하는 기혼여성일수록 일-가정양립이 균형 있게 이뤄지고 있다고 인식하며, 이는 직무만족도에 긍정적인 영향을 미친다. 또한 Hwang [5]은 가족 내 역할 인식과 부부친밀감과 같은 가족 변인은 일-가정 양립과 직무만족도, 생활만족도에 정적인 영향을 미친다고 하였다. 특히 Hwang [5]의 연구에서는 기혼여성들이 직무만족도를 직장에서 충족하는 것이 아니라 원만한 가정생활을 통해 충족하는 경향이 있음을 확인하였다. Yu [19]의 연구에서도 가족과 관련된 요인은 일과 가정을 양립하는 데 중요한 영향을 미치며, 직무만족도에도 큰 영향을 미친다고 설명하였다. 또한 Lee [12]는 최근 들어 직장생활 요인과 가족 경험 요인 사이의 관계를 검증하는 연구들에서 일-가정양립이 매개변인으로 사용되는 경우가 증가하고 있다고 설명하면서 부부 관계가 친밀할수록 일-가정양립이 향상되며, 이는 직무만족도를 높인다고 나타냈다. 이와 같은 선행연구들을 종합해서 살펴보면, 기혼여성이 가정 내에서 평등한 권리를 누리며 배우자와 역할을 원활하게 공유하고, 부부 간의 친밀감이 높을수록 일과 가정이 균형적으로 양립될 수 있다는 것을 알 수 있으며, 이는 기혼여성들의 직무만족도에도 긍정적인 영향을 미친다는 것을 알 수 있다[14].

이러한 선행연구들을 바탕으로 본 연구에서는 가족과 관련된 변인인 가족 내 역할 인식과 부부친밀감을 독립변수로 설정하였으며, 일-가정양립 인식은 매개변수로, 직무만족도는 종속변수로 설정하였다. 이처럼 변수들 간의 관계를 설정한 이유는 여성들의 직무만족도에 영향을 미치는 요소들 중 가장 큰 부분이 바로 가족과 관련된 변인이므로 직무만족도에 대한 연구에 있어서 가족과 관련된 변인인 가족 내 역할 인식과 부부친밀감을 독립변수로 활용하였다. 또한 기혼여성이 인식하는 일-가정 양립의 상태를 매개 변수로 설정함으로써 현재 우리나라 기혼여성들이 인식하는 일-가정양립의 실태를 파악함과 동시에 기혼여성의 직무만족도를 높이기 위해서는 일-가정양립을 이루는 것이 매우 중요한 일임을 인식하기 위함이다. 이와 더불어 가족 내 역할 인식 및 부부친밀감과 여성의 직무만족도를 매개하는 변수로 사용함으로써 네 변수 간의 관계에 대한 설명력을 높이고 다양한 결과를 파악할 수 있을 것으로 생각한다. 또한 본 연구에서는 여성의 사회적 역할에 대한 만족도를 살펴보는 직무만족도를 종속변수로 설정함으로써 본 연구결과를 바탕으로 여성의 직무만족도를 높이고, 균형 있는 일과 가정생활을 영위하여 여성의 삶의 질을 높이는 데에 도움을 주고자 한다.

한편, 기혼여성의 직무만족도와 관련된 기존 연구들을 살펴보면, 여성들의 직무만족을 저해하는 요소들을 일차원적으로 분석한 연구들이 대부분이었다. 특히 다수의 연구가 횡단연구였으므로 시간의 흐름에 따른 변인들 간의 관계 변화를 검증하지 못했다는 한계점을 갖고 있었다. 따라서 본 연구에서는 잠재성장모형과 자기회귀교차지연모형을 함께 적용하여 보다 구체적으로 분석하고자 한다. 잠재성장모형은 시간에 따른 개인 내적 변화의 차이와 변화에서의 개인들 간의 차이를 파악하여 개인 내 변화궤적을 추정할 수 있으며, 자기회귀교차지연모형은 측정오차를 통제한 상태에서 시간의 흐름에 따른 변인들 간의 인과관계를 검증할 수 있다[7]. 이같은 두 모형은 모두 종단 연구 분석방법으로 활용되지만 두 모형 모두 장·단점을 가지고 있으므로 본 연구에서는 두 모형을 함께 활용하여 상호보완적으로 적용함으로써 보다 구체적이고 명확한 연구를 진행하고자 한다. 본 연구의 목적을 바탕으로 연구문제를 제시하면 다음과 같다.

연구‌문제 1. 기혼여성의 가족 내 역할 인식과 부부친밀감의 초기치와 변화율이 일-가정양립 인식의 변화율을 매개하여 직무만족도의 변화율에 영향을 미치는가?

연구‌문제 2. 3차년 자료의 가족 내 역할 인식과 부부친밀감이 4차년 자료의 일-가정양립 인식을 매개하여 5차년 자료의 직무만족도에 영향을 미치는가?

2. 연구모형

1) 잠재성장모형을 통한 매개효과 검증 모형: 연구모형 1

잠재성장모형을 활용하여 매개효과를 검증하기 위한 모형은 Figure 1과 같다. 연구모형 1을 통해서 가족 내 역할 인식 및 부부친밀감의 변화율이 일-가정양립 인식의 변화율을 매개로 직무만족도의 변화율에 미치는 영향이 존재하는지 확인하였다.

2) 자기회귀교차지연모형을 통한 매개효과 검증 모형: 연구모형 2

자기회귀교차지연모형을 활용하여 매개효과를 검증하기 위한 모형은 Figure 2와 같다. 연구모형 2를 통해서 3차년도 자료의 가족 내 역할 인식 및 부부친밀감이 4차년도 자료의 일-가정양립 인식을 매개로 5차년도 자료의 직무만족도에 미치는 영향이 존재하는지 확인하였다.

연구방법

1. 연구자료 및 변수선정

본 연구는 한국여성정책연구원의 여성가족패널(Korean Longitudinal Survey of Women and Family, KLoWF) 자료를 사용하였고, KLoWF의 자료들 중 3차년도부터 5차년도의 기존 패널 및 신규 패널로부터 수집한 자료들을 병합하여 분석하였으며, 수집된 자료를 통해 총 3,144명의 유효응답을 얻었다. 조사 대상자는 배우자가 있고, 만 19세 이상에서 만 49세 이하인 기혼취업여성들이다.

여성가족패널 데이터는 기혼여성의 심리·정서적 특성을 나타내는 자료가 풍부하게 수집되어 있으므로 본 연구에 활용하였다. 또한 본 연구의 주요 목적 중 하나인 변수들 간의 종단 관계에 대한 연구를 보다 정확하게 수행하기 위해서는 자료의 표본수와 3개 이상 시점의 자료가 확보되어야 하므로 가장 최근에 수집된 데이터인 3차년도부터 5차년도의 패널데이터를 사용하였다[4]. 한편, 여성가족패널 데이터의 모든 문항들은 ‘매우 만족 1,’ ‘매우 불만족 4’로 코딩되어 있으므로 응답이 높을수록 가족 내 역할을 불평등하게 인식하며 부부친밀도가 낮고, 일-가정양립이 불균형적으로 이뤄지고 있다고 인식하며, 직무만족도가 낮은 것으로 해석해야 하는 불편함이 있다. 따라서 본 연구에서는 모든 문항들을 역코딩한 뒤, 평균값을 산출하여 분석에 활용하였다.

본 연구에서는 연구문제를 검증하기 위하여 다음과 같은 변수들을 선정하였다. 먼저, 가족 내 역할 인식은 조사대상자들이 가족 내에서 자신의 역할이 평등하다고 인식하고 있는지에 대해 묻는 4점 리커트(Likert) 척도로서 6개 문항으로 구성되어 있다. 설문 문항 중 2개의 문항인 ‘남성은 직장을 가지고 여성은 가정을 돌보는 것이 가장 이상적이다,’ ‘취학 취학 전 자녀를 둔 주부가 일을 하면 자녀에 부정적인 영향을 줄 것이다’는 여성이 일을 하는 것에 대해 부정적인 인식을 묻는 문항들이므로 그 외의 4개의 문항과 응답의 의미가 달라진다. 따라서 가족 내 역할에 대한 인식을 일관성 있게 측정하기 위해 앞서 언급한 2개의 문항을 역코딩하여 분석에 사용하였다. 본 문항의 점수가 높을수록 가족 내 역할이 평등해야 한다고 인식하는 것을 의미한다.

부부친밀감은 조사대상자들이 자신의 배우자에 대한 친밀감을 측정하는 4점 리커트 척도이다. 문항으로는 ‘나는 남편과 평소에 대화를 많이 한다,’ ‘나는 남편과 서로 견해가 비슷하다,’ ‘나는 남편과 부부생활(성관계)에 만족한다,’ ‘나는 남편을 신뢰한다’와 같이 4개 문항을 측정한다. 본 문항의 점수가 높을수록 부부친밀감이 높다는 것을 의미한다.

일-가정양립 인식은 일-가정양립이 균형적으로 이뤄지고 있는지에 대해 측정하는 4점 리커트 척도로서 일이 가정생활에 미치는 영향에 대한 인식 6문항과 가정생활이 일에 미치는 영향에 대한 인식 5문항으로 구성되어 있다. 일이 가정생활에 미치는 영향에 대한 인식을 묻는 문항 중 ‘일하는 시간이 너무 길어서 가정생활에 지장을 준다,’ ‘일하는 시간이 불규칙해서 가정생활에 지장을 준다’는 일이 가정생활에 미치는 부정적인 영향에 대해 묻는 문항이므로 역코딩하여 분석하였다. 또한 가정생활이 일에 미치는 영향에 대한 인식을 묻는 문항 중 ‘자녀양육 부담으로 인해 일을 병행하는 것이 힘들 때가 많다,’ ‘식구 중 환자가 생겨서 일을 그만둘 생각을 해 본 적이 있다’는 가정생활이 일에 미치는 부정적인 영향에 대해 묻는 문항이므로 응답의 일관성을 확보하기 위해 역코딩하였다. 따라서 본 문항의 점수가 높을수록 현재 일-가정양립이 균형 있게 이뤄지고 있다고 인식하고 있음을 의미한다.

직무만족도는 조사대상자들의 일에 대한 만족도를 묻는 5점 리커트 척도로서 3차년도의 자료는 총 9개의 문항으로 구성되어 있으며, 4차년도와 5차년도의 자료에서는 ‘성과에 대한 인정’ 문항을 추가하여 구성되었다. 문항으로는 ‘하고 있는 일의 내용,’ ‘개인의 발전가능성,’ ‘직장 내 의사소통 및 인간관계,’ ‘전반적인 일의 만족도’ 등과 같이 총 10개 문항을 측정한다. 본 문항의 점수가 높을수록 자신의 직무에 대한 만족도가 높음을 의미한다.

본 연구는 가족 내 역할 인식과 부부친밀감, 일-가정양립 인식, 직무만족도의 관련성을 알아보기 위하여 각 변인의 변화를 추정하고, 그 변인의 변화에 대한 관련성을 추정할 수 있는 잠재성장모형과 자기회귀교차지연모형을 적용하기 위해 AMOS ver. 21.0 (IBM Corp., Armonk, NY, USA)을 사용하였다.

연구결과

1. 잠재성장모형을 활용한 종단매개효과 검증

1) 가족 내 역할 인식에 대한 잠재성장모형 분석결과

가족 내 역할 인식에 대한 잠재성장모형 분석결과, 모형적합도가 comparative fit index (CFI)=1.000, Tucker-Lewis index (TLI)=1.002, root mean square error of approximation (RMSEA)=.000으로 나타나 적합도 요건을 충족시켰다[2]. 이와 같은 결과를 바탕으로 가족 내 역할 인식의 모수추정치를 나타낸 결과는 Table 1과 같다.

3차년 자료의 가족 내 역할인식의 평균은 2.388로 나타났으며, 5차년 자료의 가족 내 역할인식까지의 평균 변화율은 .029로 점점 증가하는 것으로 나타났다. 가족 내 역할 인식의 초기치와 변화율의 상관은 -.007로 부적상관을 보였으며, 가족 내 역할 인식의 초기치가 높을수록 증가율은 낮은 것으로 나타났다. 또한 가족 내 역할 인식의 초기치와 변화율의 분산은 모두 유의하게 나타나 초기치와 변화율에서 개인차가 존재함을 확인할 수 있었다.

2) 부부친밀감에 대한 잠재성장모형 분석결과

부부친밀감에 대한 잠재성장모형 분석결과, CFI=1.000, TLI=1.177, RMSEA=.000으로 나타나 적합도 요건을 충족시켰다[2]. 이와 같은 결과를 바탕으로 배우자지지의 모수추정치를 나타낸 결과는 Table 2와 같다.

3차년 자료의 부부친밀감의 평균은 2.096으로 나타났으며, 5차년 자료의 부부친밀감까지의 평균 변화율은 .025로 점점 증가하는 것으로 나타났다. 부부친밀감의 초기치와 변화율의 상관은 -.011로 부적상관을 보였으며, 부부친밀감의 초기치가 높을수록 증가율은 낮은 것으로 나타났다. 또한 부부친밀감의 초기치와 변화율의 분산은 모두 유의하게 나타나 초기치와 변화율에서 개인 차가 존재함을 확인할 수 있었다.

3) 일-가정양립 인식에 대한 잠재성장모형 분석결과

일-가정양립 인식에 대한 잠재성장모형 분석결과, CFI=.982, TLI=.946, RMSEA=.016으로 나타나 적합도 요건을 충족시켰다[2]. 이와 같은 결과를 바탕으로 일-가정양립 인식의 모수추정치를 나타낸 결과는 Table 3과 같다.

3차년 자료의 일-가정양립 인식의 평균은 2.868로 나타났으며, 5차년 자료의 일-가정양립 인식까지의 평균 변화율은 .060으로 점점 증가하는 것으로 나타났다. 일-가정양립 인식의 초기치와 변화율의 상관은 -.010으로 부적상관을 보였으며, 일-가정양립 인식의 초기치가 낮을수록 증가율은 낮은 것으로 나타났다. 또한 일-가정양립 인식의 초기치와 변화율의 분산은 모두 유의하게 나타나 초기치와 변화율에서 개인차가 존재함을 확인할 수 있었다.

4) 직무만족도에 대한 잠재성장모형 분석결과

직무만족도에 대한 잠재성장모형 분석결과, CFI=.979, TLI=.936, RMSEA=.019로 나타나 적합도 요건을 충족시켰다[2]. 이와 같은 결과를 바탕으로 직무만족도의 모수추정치를 나타낸 결과는 Table 4와 같다.

3차년 자료의 직무만족도의 평균은 2.842로 나타났으며, 5차년 자료의 직무만족도까지의 평균 변화율은 .024로 점점 증가하는 것으로 나타났다. 직무만족도의 초기치와 변화율의 상관은 -.014로 부적상관을 보였으며, 직무만족도의 초기치가 높아질수록 증가율은 낮은 것으로 나타났다. 또한 직무만족도의 초기치와 변화율의 분산은 모두 유의하게 나타나 초기치와 변화율에서 개인차가 존재함을 확인할 수 있었다.

5) 다변량 잠재성장모형을 통한 매개효과 검증

연구모형 1을 적용하여 분석한 결과, 모수추정치에서 유의하지 않은 경로가 있음을 확인할 수 있었다. 부부친밀감 변화율이 일-가정양립 인식 변화율에 미치는 경로, 부부친밀감 초기치가 직무만족도 변화율에 미치는 경로, 부부친밀감 변화율이 직무만족도 변화율에 미치는 경로, 가족 내 역할 인식 초기치가 직무만족도 변화율에 미치는 경로, 가족 내 역할 인식 변화율이 직무만족도 변화율에 미치는 경로, 일-가정양립 인식 변화율이 직무만족도 변화율에 미치는 경로는 유의하지 않게 나타났다. 유의하지 않은 경로들은 모두 0으로 고정한 후(수정모형) 원래의 모형과 카이제곱 차이 검증을 실시한 결과, 두 모형 간 유의미한 차이가 없는 것으로 나타나 더 간명한 수정모형을 최종모형으로 선택하였다.

최종모형에 대한 분석결과는 Table 5와 같다. 모형적합도는 CFI=.919, TLI=.872, RMSEA=.027로 모형이 적합한 것으로 나타났다. 최종모형에 대한 모수추정치는 Table 6과 같다.

3차년 자료에서 가족 내 역할을 평등하게 인식하는 기혼여성일수록 일-가정양립이 균형적으로 이루어지고 있다고 인식하는 것으로 나타났고, 3차년 자료에서 부부친밀감이 높은 기혼여성일수록 일-가정양립이 점점 더 균형 있게 이뤄지고 있다고 인식하는 것으로 나타났다. 또한 3차년 자료에서 가족 내 역할을 평등하게 인식하는 기혼여성일수록 일-가정양립이 점점 더 균형 있게 이뤄지고 있다고 인식하는 것으로 나타났으며, 가족 내 역할을 점점 더 평등하게 인식하는 기혼여성일수록 일-가정 양립 또한 점점 더 균형 있게 이뤄지고 있다고 인식하는 것으로 나타났다. 그리고 3차년 자료에서 부부친밀감이 높은 기혼여성일수록 직무만족도가 높은 것으로 나타났으며, 3차년 자료에서 일-가정양립이 균형 있게 이루어지고 있다고 인식하는 기혼여성일수록 직무만족도가 높은 것으로 나타났다. 또한 3차년 자료에서 일-가정양립이 균형 있게 이루어지고 있다고 인식할수록 직무만족도가 점점 더 높아지는 변화를 보였다.

한편, 변인들 간의 매개효과를 분석하기 위해 부트스트래핑(bootstraping)을 사용한 결과, 초기치 간의 매개효과와 변화율 간의 매개효과 모두 통계적으로 유의미하게 나타났으므로 매개효과가 종단적으로도 존재함을 확인하였다(Table 7).

2. 자기회귀교차지연모형을 활용한 종단매개효과 검증 결과

1) 시점에 따른 동일성 제약 검증

연구모형 2를 분석하기 위해 순차적으로 동일성 제약을 설정하여 가장 적합한 모형을 선택하였다. 먼저 시점에 따라 자기회귀계수(A, B, C, D)가 동일한지를 살펴보았으며, 두 번째로는 교차지연계수(E, F, G)가 동일하지 살펴보았고, 세 번째로 잔차분산(H, I, J, K)이 동일한지 살펴보았으며, 마지막으로 잔차공분산(L, M, N, O, P, Q)이 동일한지 검증하였다. 연구모형 2에 대한 검증 방법은 Figures 3, 4와 같다.

연구모형 2에 동일성 제약을 가하여 분석한 결과, 직접효과에 해당하는 3차년 자료의 가족 내 역할 인식과 부부친밀감에서 5차년 자료의 직무만족도에 미치는 영향이 유의하지 않게 나타났으므로 직접효과를 0으로 고정한 수정모형을 최종모형으로 선택하였다(Table 8).

2) 연구모형 2에 대한 검증 결과

연구모형 2의 최종 모형에 대한 모형적합도는 Table 9와 같이 CFI=.959, TLI=.927, RMSEA=.021로 나타나 적합한 모형인 것으로 검증되었다.

연구모형 2의 최종모형에 대한 모수추정치는 Table 10과 같다. 일-가정양립 인식의 이전 상태를 통제한 시점에서 가족 내 역할을 긍정적으로 인식할수록 다음 시점의 일-가정양립을 .149 더 긍정적으로 인식하는 것으로 나타났다. 또한 직무만족도의 이전 상태를 통제한 시점에서 일-가정양립을 긍정적으로 인식할수록 다음 시점의 직무만족도가 .115 더 높아지는 것으로 나타났다.

한편, 변인들 간의 매개효과를 분석하기 위해 부트스트래핑을 사용한 결과, 4차년 자료의 일-가정양립 인식은 3차년 자료의 가족 내 역할 인식과 5차년 자료의 직무만족도 사이를 통계적으로 유의미하게 매개하는 것으로 나타났다. 또한 4차년 자료의 일-가정양립 인식은 3차년 자료의 부부친밀감과 5차년 자료의 직무만족도 사이를 통계적으로 유의미하게 매개하는 것으로 나타나 자기회귀교차지연모형에서도 종단매개효과가 있음을 확인하였다(Table 11).

논의

본 연구결과를 요약하면, 잠재성장모형과 자기회귀교차지연모형을 적용하여 종단매개효과를 분석한 결과, 기혼여성의 가족 내 역할 인식과 부부친밀감이 일-가정양립 인식을 매개하여 직무만족도에 미치는 영향에 대한 두 가지 모형 모두에서 종단매개의 효과가 유의한 것으로 나타났다. 본 연구의 결과를 바탕으로 논의하면 다음과 같다.

첫째, 기혼여성의 가족 내 역할 인식과 부부친밀감의 초기치와 변화율이 일-가정양립 인식의 변화율을 매개하여 직무만족도의 변화율에 미치는 영향력에 대하여 잠재성장모형을 적용하여 분석한 결과를 살펴보겠다. 먼저 초기치 간의 관계를 보면, 가족 내 역할 인식의 초기치가 높은 기혼여성일수록 일-가정양립 인식의 초기치가 높게 나타났으며, 직무만족도 초기치도 높게 나타났다. 또한 부부친밀감의 초기치가 높은 기혼여성일수록 일-가정양립 인식의 초기치가 높게 나타났고, 직무만족도 초기치도 높게 나타났으며, 일-가정양립 인식의 초기치가 높은 기혼여성일수록 직무만족도 초기치 또한 높게 나타났다. 즉, 가족 내 자신의 역할을 평등하다고 인식하는 기혼여성일수록 일과 가정이 양립되었다고 느끼며 직무만족도가 높게 나타났다. 또한 부부친밀감이 높은 기혼여성일수록 일과 가정이 균형적으로 양립되었다고 느끼며 직무만족도가 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 Hong [4], Hwang [5], Kim [10], 그리고 Park [14]의 연구결과와 일치한다. 연구결과에 대해 Hong [4]은 가족 내 자신의 역할이 평등하다고 느끼는 기혼여성일수록 일-가정양립이 균형적으로 이뤄지고 있다고 느끼며, 일과 가정의 균형을 잘 맞출수록 직무만족도가 높아진다고 하였다. 또한 Kim [10]은 부부친밀감이 높은 기혼취업여성일수록 배우자와 의사소통을 원활하게 하고 부부 간의 정서적 지지체계가 형성되므로 일-가정 양립이 잘 이루어지며, 이는 일에 대한 만족도를 높인다고 나타냈다.

다음으로 변화율을 기준으로 변인 간의 종단매개효과를 살펴보면, 가족 내 역할 인식의 변화율과 부부친밀감의 변화율이 일-가정양립 인식의 변화율을 매개하여 직무만족도의 변화율에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 3차년부터 5차년동안 기혼여성들이 가족 내 자신의 역할을 평등하게 인식하는 정도가 증가할수록 일-가정양립에 대한 긍정적인 인식이 증가하며, 이는 직무만족도를 증가시킨다. 또한 3차년부터 5차년 동안 기혼여성들이 지각한 부부친밀감이 증가할수록 일-가정양립에 대한 긍정적인 인식이 증가하며, 이는 직무만족도를 증가시킨다는 것을 의미한다. 이와 같은 결과는 기혼여성의 직무만족도를 높이기 위한 개입으로 기혼여성들의 성장과 변화에 초점을 두고 장기적인 관점에서 이루어질 필요가 있음을 실증적으로 보여주는 결과이다. 이처럼 기혼여성들의 직무만족도를 시간의 흐름에 따라 효과적으로 증가시키기 위해서는 가족 내 역할 인식과 부부친밀감, 일-가정양립을 향상시키는 것이 매우 중요하다고 할 수 있다. 또한 본 연구결과를 통하여 기혼여성들의 가족 내 역할 인식과 부부친밀감, 즉 가족 가치관이 시간의 흐름에 따라 변화하고 있다는 것을 알 수 있는데, 특히 평균의 증가를 통해 기혼여성들이 가족 내 역할에 대해 점차 평등하게 인식하는 것으로 변화하고 있으며, 부부친밀감을 중요한 요인으로 인지하는 것을 알 수 있다. 그리고 일-가정 양립은 점점 더 균형 있게 이루어져가고 있는 것으로 나타났으며, 직무만족도 또한 점차 높아지고 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 최근 여성들의 활발한 사회 진출과 남성들의 가사노동에 대한 인식이 긍정적으로 변화함으로써 가족 내 남편과 아내의 역할이 평등하게 변화되어 서로의 역할을 공유하면서 일과 가정의 양립이 균형 있게 이루어지고 있는 것이라 생각한다.

둘째, 3차년 자료의 가족 내 역할 인식과 부부친밀감이 4차년 자료의 일-가정양립 인식과 매개하여 5차년 자료의 직무만족도에 미치는 영향력을 살펴보기 위하여 자기회귀교차지원모형을 적용하여 종단매개효과를 추정해보았다. 그 결과, 3차년 자료에서 가족 내 자신의 역할을 평등하게 인식하고 부부친밀감이 높은 기혼여성일수록 4차년 자료에서 일-가정양립을 균형 있게 이루고 있다고 인식하며, 5차년 자료에서 직무만족도가 높은 것으로 나타났다. 이처럼 자기회귀교차지연모형을 통한 결과에서는 일-가정양립 인식과 직무만족도의 이전 시점을 통제한 후에도 효과가 여전히 존재함을 알려준다. 또한 가족 내 역할 인식과 부부친밀감이 일-가정양립 인식을 매개하여 직무만족도에 미치는 영향이 일시적으로만 존재하는 효과가 아닌 3차년부터 5차년 동안 계속적으로 유지되었다는 것을 알 수 있다. 그리고 자기회귀교차지연 모형을 적용한 결과에서 시점에 따른 교차지연계수의 동일성 제약이 성립하는 것으로 나타났으므로 가족 내 역할 인식과 부부친밀감이 일-가정양립 인식에 미치는 효과의 크기와 일-가정양립 인식이 직무만족도에 미치는 효과의 크기가 시간에 따라서 크게 달라지지 않는다는 점도 확인할 수 있다. 이러한 결과는 여러 선행연구[5, 10, 12, 15]와 어느 정도 일치하는 결과라고 할 수 있다. Hwang [5]의 연구에서는 기혼여성 근로자의 직무만족도와 삶의 질을 높이기 위해서는 일과 가정생활 영역에서 발생하는 심리·정서적인 요소들을 꾸준히 다루어줄 필요가 있다고 하였다. 이처럼 기혼여성들의 직무만족도를 높이기 위해서는 지속적으로 가족 내에서 배우자와 동등한 역할을 수행하며 부부친밀도를 높이고, 일-가정양립이 균형 있게 이루어질 수 있도록 장기적인 노력이 필요함을 시사한다.

본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 잠재성장모형을 활용한 종단매개효과 검증을 통해 변인들의 시간에 따른 변화 패턴 뿐만 아니라 변인들의 변화패턴 간의 관계까지 검증했다는 것에 의의가 있다. 또한 자기회귀교차지연모형을 통한 종단매개효과 검증을 통해 기존의 횡단모형에서 반영하기 어려웠던 변인들 간의 시간적 선행성을 고려하고, 매개변인과 종속변인의 이전 상태까지 통제할 수 있었다는 점에서 더욱 명확하게 매개효과를 검증할 수 있었다. 마지막으로 3차년 자료의 가족 내 역할 인식과 부부친밀감이 4차년 자료의 일-가정양립 인식을 매개하여 5차년 자료의 직무만족도에 영향을 미친다는 결과는 여성의 노동 생산성을 최대로 활용하고 여성 인력 자원을 더욱 개발하고자 하는 기업의 측면이나 여성들의 복지를 향상시켜 사회적 성장을 도모하려는 정부에 주는 시사점이 클 것으로 생각되며, 이는 기혼여성들의 삶의 질을 높이는 데 도움이 될 것으로 본다.

한편, 본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 측정 시점이 3개인 자료만 다루었으며, 기존 선행연구들에서 나타난 여러 변수들을 중 가장 타당성이 높은 네 가지 변수만 사용하였으므로 추후 연구에서는 보다 축적된 자료와 다양한 변수들을 활용한 연구가 이루어져야 할 것이다. 둘째, 본 연구에서는 연구대상을 기혼여성으로 한정지어 살펴보았으므로 추후 연구에서는 기혼여성을 다양한 집단으로 분류하여 다집단 비교연구를 진행한다면 더욱 폭넓은 연구가 될 것이다. 또한 본 연구에서는 연구대상을 기혼여성으로 한정지어 살펴보았으므로 각 변인에 대한 배우자의 의견은 파악하기가 어렵다. 따라서 추후 연구에서는 기혼여성뿐만 아니라 기혼남성도 연구대상에 포함한다면 더욱 다양한 연구결과가 도출될 것으로 생각된다.

Declaration of Conflicting Interests

The authors declared that they had no conflicts of interest with respect to their authorship or the publication of this article.

Acknowledgments

This work was supported by a Yeungnam University Research Grant in 2015.

Figure 1.

Structure model 1.

Figure 2.

Structure model 2.

Figure 3.

Autoregressive parameter and cross-lagged factor.

Figure 4.

Residual variance and residual covariance.

Table 1.

Parameter Estimates of the Latent Growth Model

Classification	Non-standardized estimate	Standard error	Standardized estimate
Average of latent growth factor
The initial value of role recognition in the family	2.388^***	.006	-
The rate of change of role recognition in the family	.029^***	.005	-
Dispersion and covariance
The initial value of role recognition in the family	.030^***	.006	1
The rate of change of role recognition in the family	.006^*	.003	1
The initial value↔the rate of change	-.007^**	.004	.007

^* p <.05,

^** p <.01,

^*** p <.001.

Table 2.

Parameter Estimates of the Latent Growth Model

Classification	Non-standardized estimate	Standard error	Standardized estimate
Average of latent growth factor
The initial value of marital intimacy	2.096^***	.010	-
The rate of change of marital Intimacy	.025^**	.008	-
Dispersion and covariance
The initial value of marital Intimacy	.022^*	.009	1
The rate of change of marital Intimacy	.021^*	.014	1
The initial value↔the rate of change	-.011^*	.010	.011

^* p <.05,

^** p <.01,

^*** p <.001.

Table 3.

Parameter Estimates of the Latent Growth Model

Classification	Non-standardized estimate	Standard error	Standardized estimate
Average of latent growth factor
The initial value of work-family balance	2.868^***	.010	-
The rate of change of work-family balance	.060^***	.007	-
Dispersion and covariance
The initial value of work-family balance	.024^*	.008	1
The rate of change of work-family balance	.047^**	.016	1
The initial value↔the rate of change	-.010^*	.010	.010

^* p <.05,

^** p <.01,

^*** p <.001.

Table 4.

Parameter Estimates of the Latent Growth Model

Classification	Non-standardized estimate	Standard error	Standardized estimate
Average of latent growth factor
The initial value of job satisfaction	2.842^***	.009	-
The rate of change of job satisfaction	.024^***	.007	-
Dispersion and covariance
The initial value of job satisfaction	.013^*	.008	1
The rate of change of job satisfaction	.019^*	.014	1
The initial value↔the rate of change	-.014^*	.009	.014

^* p <.05,

^*** p <.001.

Table 5.

Fit Indices for Structure Model

Classification	χ²	df	CFI	TLI	RMSEA
Structure	140.026	42	.919	.872	.027

CFI, comparative fit index; TLI, Tucker-Lewis index; RMSEA, root mean square error of approximation.

Table 6.

Parameter Estimated Value for Structure Model

Classification	Non-standardized estimate	Standard error	Standardized estimate
The initial value of role recognition in the family → the initial value of work-family balance	.889^*	.380	.332
The initial value of marital intimacy → the rate of change of work-family balance	.847^*	.288	.401
The initial value of role recognition in the family → the rate of change of work-family balance	.525^***	.589	.305
The rate of change of role recognition in the family → the rate of change of work-family balance	.754^*	.183	.341
The initial value of marital intimacy → the initial value of job satisfaction	1.156^*	.431	-.491
The initial value of role recognition in the family → the initial value of job satisfaction	.602^***	.164	-.358
The initial value of work-family balance → the initial value of job satisfaction	.447^*	.154	-.226
The initial value of work-family balance → the rate of change of job satisfaction	2.227^*	.164	-.421

^* p <.05,

^*** p <.001.

Table 7.

Mediating Effects Bootstraping

Classification	Mediating effect
The initial value of role recognition in the family → the initial value of work-family balance → the initial value of job satisfaction	.135^***
The initial value of marital intimacy → the initial value of work-family balance → the initial value of job satisfaction	.179^*
The rate of change of role recognition in the family → the rate of change of work-family balance → the rate of change of job satisfaction	.222^*
The rate of change of marital intimacy → the rate of change of work-family balance → the rate of change of job satisfaction	.675^*

^* p <.05,

^*** p <.001.

Table 8.

Identity Constraint Verification

Classification	χ² (df)	CFI	TLI	RMSEA
Identity constraint of autoregressive parameter (A, B, C, D)	130.667 (32)	.918	.831	.031
Identity constraint of cross-lagged factor (E, F, G)	84.924 (38)	.961	.932	.020
Identity constraint of residual variance (H, I, J, K)	90.298 (30)	.950	.890	.025
Identity constraint of residual covariance (L, M, N, O, P, Q)	873.815 (39)	.907	.974	.033

CFI, comparative fit index; TLI, Tucker-Lewis index; RMSEA, root mean square error of approximation.

Table 9.

Fit Indices for Structure Model

Classification	χ²	df	CFI	TLI	RMSEA
Structure	86.599	37	.959	.927	.021

CFI, comparative fit index; TLI, Tucker-Lewis index; RMSEA, root mean square error of approximation.

Table 10.

Parameter Estimated Value for Structure Model

Classification	Non-standardized estimate	Standardized estimate
Role recognition in the family (3rd year) → role recognition in the family (4th year)	.148^***	.147
Marital intimacy (3rd year) → marital intimacy (4th year)	.115^*	.121
Work-family balance (3rd year) → work-family balance (4th year)	.065^**	.058
Job satisfaction (3rd year) → job satisfaction (4th year)	.085^***	-.080
Work-family balance (3rd year) → job satisfaction (4th year)	.124^*	-.123
Role recognition in the family (4th year) → role recognition in the family (5th year)	.137^***	.138
Marital intimacy (4th year) → marital intimacy (5th year)	.134^*	.130
Work-family balance (4th year) → work-family balance (5th year)	.071^***	.084
Job satisfaction (4th year) → job satisfaction (5th year)	.061^***	-.074
Role recognition in the family (4th year) → work-family balance (5th year)	.149^*	.132
Work-family balance (4th year) → job satisfaction (5th year)	.115^*	-.119

^* p <.05,

^** p <.01,

^*** p <.001.

Table 11.

Mediating Effects Bootstraping

Classification	Mediating effect
Role recognition in the family (3rd year) → work-family balance (4th year) → job satisfaction (5th year)	.135^***
Marital intimacy (3rd year) → work-family balance (4th year) → job satisfaction (5th year)	.179^*

^* p <.05,

^*** p <.001.

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