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Family and Environment Research > Volume 56(1); 2018 > Article
가족, 일, 지역사회의 자원과 유자녀 취업 여성이 경험하는 가족에서 일로의 갈등과 촉진

Abstract

This study examined how the resources from work, family and community lowered family-to-work conflict (FWC) and enhanced family-to-work facilitation (FWF) of employed women with a child younger than 18 years old in order to provide empirical support for the Korean government’s effort to create a family-friendly community as a way to help employed mothers balance work and family life. Information from 608 employed mothers living in 45 different communities were extracted from the 4th-wave of the Korean Longitudinal Survey of Women and Families in 2012, while community resources indicators were selected from the 2012 database of the Korean Statistical Information Service. Findings from the HLM analysis were as follows. First, there were significant variation in FWC and FWF among employed mothers depending on the communities they resided in. Second, work satisfaction, representative of work resource, relieved FWC and enhanced FWF, but spousal support, which represents family resource, affected neither FWC nor FWF. Third, community resources, as represented by family-friendly environment and frequent volunteering by community residents, lowered FWC but failed to enhance FWF. Lastly, family-friendly community resources served to mitigate the negative relationship between work satisfaction and FWC. This study is meaningful in that it provided empirical evidence for the contribution of community resources to work-family balance of employed mothers.

서론

자녀가 있는 취업 여성이 일 영역과 가족 영역에서의 역할을 모두 수행하기란 여간 힘든 일이 아니다. 한국 여성의 생애주기에 따른 취업률이 자녀 출산과 육아기에 급락했다가 자녀가 어느 정도 성장한 이후에 다시 상승하는 M자형 곡선을 보인다는 사실은 현실적으로 많은 취업모들이 일-가족 양립의 어려움을 떠안는 대신 노동시장을 떠나는 선택을 하고 있음을 시사한다(Son & Lee, 2014; Statistics Korea, 2015; Yang & Shin, 2011). 그렇다면 취업모가 일과 가족에서의 책임을 양립할 수 있도록 지원할 수 있는 방안은 무엇일까? 일-가족 양립에 따르는 갈등과 관련이 있는 요인을 파악하려는 일련의 연구 결과는 사회인구학적인 특성 외에도 가족 영역과 일 영역에서의 지원이 일-가족 양립 갈등 완화에 기여할 수 있음을 보고하고 있다(Byron, 2005; Han & Chang, 2009). 특히 직장에서 일-가족 양립을 지원할 수 있는 탄력적인 근무 환경이나 육아휴직제도 등을 실제로 시행하는지 여부는 일-가족 양립과 직접적인 관련이 있는 것으로 밝혀진 바 있다(Allen, Johnson, Kiburz, & Shockley, 2013; Yoo, 2008). 실제로 한국 정부는 2007년 ‘가족친화 사회환경의 조성 촉진에 관한 법률’을 통해 가족친화 사회환경을 가족친화 직장환경, 가족친화제도, 가족친화 마을환경으로 정의하고, 가족친화제도를 모범적으로 운영하고 있는 기업에 대해 심사를 통해 인증을 부여하고 여러 혜택을 제공하는 가족친화기업인증제도를 시행하고 있다(Ministry of Government Legislation, 2010). 그럼에도 불구하고 가족친화제도의 적극적인 사용을 저해하는 조직 문화와 그로 인한 낮은 제도 이용율은 민간 기업의 운영에 정부가 공적으로 개입할 수 있는 여지가 많지 않다는 한계를 보여준다. 이에 비해 정부가 가족친화 사회환경의 또 다른 영역으로 정의한 가족친화 마을환경 조성에는 정부의 의지와 참여가 반영될 수 있는 여지가 더 커 보인다. 실제로 지역사회 차원에서 가족 돌봄을 분담하여 돌봄 부담을 해소할 수 있는 지역사회를 조성하려는 노력은 제1차 건강가정기본계획이 시작된 2006년부터 현재까지 진행 중이다. 그러나 가족친화적인 지역사회 조성을 위한 정부 주도의 노력에 비해 가족친화적인 지역사회에 대한 연구는 활발하게 이루어지지 못하고 있는 실정이다. 일-가족 양립을 지원하기 위한 정책 방안으로 지역사회의 역할이 대두되었으나, 실제로 지역사회가 가지고 있는 특성이 개인의 일-가족 양립과 관련이 있는지를 실증적으로 보여주는 국내 연구는 많지 않다. 그러나 가족친화적 지역환경에 대한 실태조사나 가족친화적 지역사회 조성을 위한 모형 또는 지표개발 등의 연구는 이루어졌으며(Kim et al., 2009; Lee et al., 2012; Lee, Kim, Lee, Kwak, & Jung, 2009), 지역사회의 가족친화성 인식과 관련이 있는 요인들을 파악하고 가족친화성에 대한 인식이 실제 돌봄을 수행하는 어머니의 양육 효능감이나 스트레스와의 관련이 있는지를 살펴본 연구들도 수행되었다(Noh & Chin, 2012; Park, 2010; Yoo & Chin, 2012; Yoo & Chin, 2013). 따라서 가족친화적인 지역사회를 구성하는 요소들은 무엇이며, 어떠한 지표들로 지역사회의 가족친화성을 측정할 수 있는지에 대한 경험적 근거는 어느 정도 축적되었다고 할 수 있다. 이에 따라 본 연구에서는 지역사회의 가족친화성을 대표하는 변수들이 18세 이하 자녀가 있는 기혼 취업 여성들이 경험하는 일-가족 양립과 관련이 있는지를 실증적으로 살펴보고자 한다. ‘가족친화 사회 환경의 조성 촉진에 관한 법률’에서 가족친화 마을환경을 ‘노인부양이나 아동양육 등 가족 돌봄을 지역사회 차원에서 분담할 수 있는 환경 및 다양한 가족구성원이 필요로 하는 시설과 공간을 충족시킬 수 있는 가족생활 여건이 갖추어진 마을환경’으로 정의한 것에 따라 18세 이하 자녀가 있는 가족의 생활을 지원할 수 있는 지역사회의 여건을 반영하는 지표들로 지역사회의 가족친화성을 측정하고자 시도하였다. 일-가족-지역사회 사이의 연계를 개념화함으로써 일과 가족의 접점(interface)에서 지역사회의 역할을 주장한 Voydanoff (2001, 2004a, 2004b, 2005a, 2005b)는 자원(resources)과 요구(demands)의 관점을 적용하여 일-가족 영역 사이에서 개인이 경험하는 갈등과 촉진에 대하여 논의하였다. 가족, 일, 지역사회의 요구는 일의 영역과 가족 영역 사이에서 느끼는 갈등과 관련이 있고, 가족, 일, 지역사회의 자원은 두 영역 사이에서 경험하는 촉진과 관련이 있다고 제안하였다. 다시 말해 지역사회의 수요는 일-가족 갈등과 직접적인 관련이 있기도 하고, 일 영역이나 가족 영역의 수요가 일과 가족 사이의 갈등에 미치는 정적인 영향을 더 강화하기도 한다는 것이다. 이에 반해, 지역사회의 자원은 일-가족 촉진과 직접적인 관련이 있기도 하지만, 일과 가족의 자원이 일과 가족 사이의 촉진에 미치는 정적인 영향을 더 강화하기도 한다고 하였다. 지금까지 취업여성의 일-가족 양립에 대한 연구는 대부분 여성이 가족역할 수행에 따르는 부담으로 직업 역할을 제대로 수행하지 못하는 데에 따르는 일-가족 양립 갈등에 초점이 맞추어졌던 것이 사실이다. 그러나 이 연구에서는 지역사회의 자원으로 대표되는 가족친화성이 취업모의 일-가족 양립에 미치는 영향을 보다 면밀하게 파악하고자 Voydanoff의 주장대로 가족에서 일로의 전이(spillover)를 가족 영역이 일의 영역에 부정적인 영향을 미치는 가족에서 일로의 갈등(familyto-work conflict)과 긍정적인 영향을 미치는 가족에서 일로의 촉진(family-to-work facilitation)을 모두 포함하는 것으로 보았다. 또한 기존에는 지역사회의 구조적인 취약성과 같은 요구가 개인에게 미치는 영향을 주로 다루어왔던 것에서 벗어나 자원에 초점을 맞춘 연구를 설계하였다. 이 연구 모형에는 지역사회의 자원 외에도 배우자의 지원을 가족 영역에서의 자원 변수로, 일 만족도를 일 영역의 자원 변수로 투입하여 일, 가족, 지역사회의 자원이 가족에서 일로의 갈등과 촉진에 미치는 영향을 알아보고자 하였다. 구체적으로 설정한 연구문제는 다음과 같다.
연구 문제 1. 일, 가족, 지역사회의 자원은 18세 이하 자녀가 있는 기혼 취업 여성이 경험하는 가족으로부터 일로의 갈등과 촉진에 직접적인 영향을 미치는가?
연구 문제 2. 지역사회의 자원은 일 영역 및 가족 영역의 자원이 18세 이하 자녀가 있는 기혼 취업 여성이 경험하는 가족으로부터 일로의 갈등과 촉진에 미치는 영향을 강화하거나 약화하는가?

선행연구 고찰

1. 가족, 일, 지역사회의 자원

일, 가족, 지역사회의 영역에는 다양한 자원과 요구가 내재되어 있다. 자원은 각 영역이 가지고 있는 물리적, 심리적, 사회적, 조직적 특성으로서, 이 자원은 한 영역에서의 역할 수행을 촉진할 수 있고, 그 영역과 관련이 있는 요구를 감소시킬 수도 있으며, 혹은 개인이 가지고 있는 자원을 늘려주기도 한다. 이에 반해 요구는 각 영역에서 지속적인 물리적 혹은 정신적 노력을 요하는 물리적, 심리적, 사회적, 조직적 특성이다(Demerouti, Bakker, Nachreiner, & Schaufeli, 2001). 여기서 구조적인 조건은 객관적인 자원과 요구이고, 심리적인 조건은 주관적인 자원과 요구가 된다. 선행 연구들은 일-가족 양립과 관련이 있는 요인으로서 지역사회보다는 일과 가족 영역의 자원과 요구에 초점을 맞추었다(Byron, 2005; Greenhaus & Beutell, 1985). 일 영역에서는 근무시간, 탄력적 근무제도, 업무 스트레스 등을 관련요인으로 보고하고 있다면, 가족 영역에서는 어린 자녀, 배우자의 지지, 가족 갈등 등을 관련요인으로 보고하였다(Allen et al., 2013; Han & Chang, 2009; Song, Yang, & Kim, 2010; Won & Park, 2009; Yoo, 2008).
지역사회의 자원과 요구가 개인에게 미치는 영향에 대한 연구는 거주하는 동네의 빈곤율이나 범죄율과 청소년의 비행행동 사이의 관련성을 주로 보고하고 있다(Brooks-Gunn, Duncan, Klebanov, & Sealand, 1993; Sampson, 2012; Simons, Simons, Burt, Brody, & Cutrona, 2005). 즉 지역사회의 구조적인 결핍과 같은 요구나 자원 부족의 관점에서 지역사회의 기능을 보았다. 지역사회의 구조적인 결핍이나 지역사회에 대한 부정적인 인식이 일-가족 갈등과 관련이 있는 것으로 나타난 Young (2015)의 연구 결과는 이러한 지역사회 연구 흐름과 맥을 같이하는 것이다.
지역사회의 자원이 일과 가족에 갖는 함의에 대한 논의는 Voydanoff (2001)에 의해 활발하게 이루어졌다. Bronfenbrenner (1992)의 생태체계이론을 기반으로 일, 가족, 지역사회라는 미시 체계(microsystem)간에 서로 연결되어 일어나는 과정들이 중간체계(mesosystem)를 형성하게 된다고 하였다. 지역사회의 특성은 중간체계에서 일과 가족의 접점(interface)에 독립적으로, 혹은 다른 영역의 특성과 상호작용하여 영향을 미칠 수 있다고 하였다. 한 예로, 지역사회의 보육 서비스 역량이나 출퇴근시간과 등하교시간의 불일치 등과 같은 지역사회의 구조적 자원과 요구가 일과 가족 역할의 양립에 영향을 미쳐 왔음을 지적하였다(Voydanoff, 2005b). 지역사회의 개념을 정립하는 과정에서 Voydanoff (2001)는 지역사회를 사회조직, 사회적 관계망, 사회 자본, 지역사회 정서, 공식적 자원봉사 및 비공식적 도움, 지역사회 만족감과 소속감이라는 6가지 구성요소를 가지는 것으로 보았다. 지역사회의 개념에 사회조직이라는 객관적인 구조를 포함시키기는 하였으나 사회자본, 정서, 도움, 만족감과 소속감 등 주관적인 자원에 더 무게를 두는 것으로 볼 수 있으며, 지역사회의 영향을 살펴본 실증연구에서는 공동체의식, 지역사회에 대한 애정적 태도, 그리고 친구로부터의 지원을 지역사회의 자원을 대표하는 변수로 정의하였다(Voydanoff, 2004b; Voydanoff, 2005b).
Voydanoff가 사용한 지역사회의 자원 변수가 주관적인 요소에 더 초점을 맞추고 있다면, 가족친화성이라는 관점으로 지역사회 자원을 논의한 연구자들은 이보다 객관적인 지표를 찾고자 하였다. 예를 들면, Bookman (2004)은 가족친화적인 지역사회와 관련된 넓은 범위의 조건을 포함하는 가족친화적 지역사회 지표를 개발하였는데, 여기에는 경제적인 가족능력과 주거가용성, 학령전 자녀보호 프로그램, 학령기 자녀보호(방과후 교육프로그램), 교육의 질적 수준, 노인보호서비스, 공립도서관, 공원·여가시설·개방공간, 교통서비스, 공공안정과 이웃의 안정성, 통합된 건강 및 가족지원서비스 등이 포함되었다. Sweet 등(2005)은 가족친화적인 지역사회의 구성요소로 안전성, 학교의 명성, 주거환경, 배우자 직장과의 거리, 공원·도서관·행사(이벤트), 여가, 동네크기, 쇼핑기회, 본인 직장과의 거리, 친척과의 거리, 세금을 지표로 제시하였다. 이 가운데 가족친화성에 영향을 미치는 요소는 성별에 따라 차이가 있었으나 이웃과의 유사한 생애주기 단계, 여가활동 기회, 교육기회, 가족행사와 활동, 이웃과의 좋은 관계, 지역사회 행사가 유의한 영향을 미쳤다.
국내에서도 2007년 ‘가족친화 사회환경의 조성 촉진에 관한 법률’ 제정을 계기로 가족친화적인 지역사회에 대한 실태조사와 지표개발이 진행되면서 지역사회가 가지고 있는 가족친화성의 구성요소로서 지역사회의 자원에 대한 연구가 이루어졌다. 이 법률에서는 가족친화 마을환경을 ‘노인부양이나 아동양육 등 가족 돌봄을 지역사회차원에서 분담할 수 있는 환경 및 다양한 가족구성원이 필요로 하는 시설과 공간을 충족시킬 수 있는 가족생활 여건이 갖추어진 마을환경’으로 정의하였다. 이에 따라 국내 연구자들은 법률적 정의를 바탕으로 가족의 돌봄을 지원할 수 있는 서비스 인프라 등의 시설과 공간을 공통된 구성요소로 하는 가족친화적 지역사회를 개념화하였다(Kim et al., 2009; Park, 2010). 특히 Kim 등(2009)은 가족친화적 지역사회에 대한 다양한 정의를 종합하여 그 핵심적인 속성에 대해 ‘개인의 일과 가족 책임을 조화롭게 수행할 수 있는 서비스 인프라의 구비와 쾌적한 지역환경이 어우러져 있으면서 지역의 다양한 가족들을 시간적으로나 공간적으로 충분히 배려하려는 철학과 가치를 공유하고 실천하는 지역공동체’로 규정하였다. 그리고 지역사회의 가족친화 수준을 평가하기 위한 환경지표를 크게 행정 인프라, 서비스 인프라, 사회자본, 지역환경 범주로 나누어 세부지표를 구성하여 총 18개 지역사회의 가족친화성을 개관적인 지표로 측정하였다. 또한 Park (2010)은 가족친화적 생활환경의 핵심요소를 거주환경, 가족지원시설, 가족지원 프로그램, 양육과 교육지원, 가족친화적 생활정보의 유용성 등 지역사회 주민들 간 사회적 돌봄을 교류하고 공조하도록 지원하는 환경, 서비스, 제도적 요소들로 선정하고, 이러한 요소들에 대한 주관적인 만족도가 기혼 유자녀 남녀의 역할 만족도와 역할 긴장도에 미치는 영향을 분석하였다. 이 연구에서는 거주환경의 안전성과 이웃과의 교류에 만족할수록 역할만족도가 높고, 가족지원시설에 만족할수록 역할긴장도가 낮아지는 것으로 나타났다. 이후 Noh와 Chin (2012)이 가족친화적 지역사회의 돌봄지원에 초점을 맞춰 가족친화적 지역사회 인식이 미취학자녀 부모의 양육효능감 및 양육스트레스에 미치는 영향을 살펴보았는데, 어린이집이나 유치원과 같은 지역사회의 돌봄 관련 서비스 인프라에 대한 인지도가 높고 지역사회의 사회자본을 높게 평가할수록 자신이 거주하는 지역사회를 가족친화적이라고 인식하였다. 또한 지역사회를 가족친화적이라고 인식할수록 양육효능감은 높고 양육스트레스는 낮았다. 이와 더불어 서울시 25개 지역구 가운데에서 어린이집수가 많을수록 영유아를 둔 부모들이 그 지역사회를 더 가족친화적으로 인식한다는 사실을 발견한 Yoo와 Chin (2013)의 연구는 지역사회의 돌봄 관련 인프라에 대한 주민의 인식과 실제 인프라 수준 모두 지역사회의 가족친화성 인식과 관련이 있음을 실증적으로 밝히고 있다. 그리고 지역사회의 가족친화성을 어떻게 인식하고 있는지에 따라서 주민들이 역할 수행에 따른 긴장감이나 만족도가 달라질 수 있음을 제안하였다.
사회자본(social capital)은 지역사회의 가족친화성의 중요한 구성요소이자 지역사회의 자원으로 종종 언급된다(Kim et al., 2009; Noh & Chin, 2012). 학자마다 사회자본에 대해서는 서로 다른 정의를 내놓고 있지만, 지역사회의 자원으로서 사회자본은 일반적인 호혜성에 대한 신뢰와 규범으로 정의할 수 있다(Voydanoff, 2001). 지역사회의 사회자본을 평가하기 위해 다양한 지표를 사용하였는데, 지역사회 주민들의 자원봉사 참여율도 그 가운데 하나이다(Freistadt & Strohschein, 2013; Noh & Chin, 2012; Paxton, 1999). 일반적인 호혜성에 대한 신뢰와 규범은 자원봉사 활동에 참여하도록 하는 주요 동기가 된다는 점에서 자원봉사를 사회자본에 바탕을 둔 행위로 볼 수 있는 것이다(Wilson & Musick, 1998). 특히 Voydanoff (2001)는 가족 영역에서는 가족 구성원으로부터 지원을 받고, 일 영역에서는 직장 동료나 상사로부터 지원을 받듯이, 지역사회에서는 지역주민들의 자원봉사를 통해 공식적, 비공식적 지원을 받는 것으로 보았다.
일 영역과 가족 영역의 자원이 가족에서 일로의 갈등 및 촉진과 관련이 있다는 것은 이미 선행연구를 통해 밝혀진 바 있다. 따라서 이 연구에서는 지역사회의 자원이 독자적으로 유자녀 취업 여성의 가족에서 일로의 갈등 및 촉진에 미치는 영향을 살펴보고, 뿐만 아니라 일에서의 자원 또는 가족에서의 자원이 이들의 가족에서 일로의 갈등 및 촉진에 미치는 영향을 지역사회의 자원이 강화 혹은 약화하는 역할을 하는지에 대해서로 알아보고자 하였다. 또한 표본의 수가 제한적이기 때문에 분석 모형의 간명성이 중요하고, 따라서 가능한 한 일 영역과 가족 영역의 자원을 대표할 만한 최소한의 변수를 사용하고자 하였다. 이에 따라, 선행연구에서 비교적 일관되게 관련 요인으로 보고하고 있는 변수 가운데 일 영역의 자원으로는 일 만족도를 사용하고(Byron, 2005; Demerouti et al., 2001; Voydanoff, 2004b), 가족 영역의 자원으로는 배우자의 지지를 사용하였다(Frone, Yardley, & Markel, 1997; Grzywacz, & Marks, 2000; Voydanoff, 2005b). 본 연구에서 일 만족도는 일과 관련이 있는 다양한 요소, 예를 들면 임금수준에서 근로환경까지 총 10개 항목에 대한 만족도를 조사하여 측정하였기 때문에, 일 영역의 자원을 광범위하게 포괄하는 변수로 볼 수 있을 것이다. 지역사회의 자원으로는 지역사회 주민들의 자원봉사 참여도를 측정하여 사회자본을 나타내는 변수로 사용하고, 선행연구에서 제안한 다양한 가족친화적 지역사회의 구성요소 가운데 일부를 선별하여 가족친화적인 물리적 환경을 대표할 수 있는 복합지수를 구성하여 사용하였다. 구체적으로는 지역사회의 특성을 반영한 지방지표 가운데 일반회계 중 복지예산 비중, 인구 십만명당 문화기반시설 수, 유아(0-4세) 천명당 보육시설 수, 인구 천명당 의료기관 종사 의사 수, 자동차 천대 당 교통사고 발생 건수를 사용하였다. 이러한 지표를 선별하기 위한 기준으로는 Kim 등(2009)이 가족친화 사회환경 조성 실태조사를 위해 제시한 가족친화 환경지표를 참고하였다. Kim 등(2009)이 제안한 가족친화 지역사회의 구성 요건 가운데 지역 내 다양한 가족을 존중하고 배려하려는 지역사회의 철학이 드러나는 행정인프라를 대표하는 지표로 ‘일반회계 중 복지예산 비중’을 선택하였고, 돌봄과 가족여가의 욕구를 수용할 수 있는 지원서비스 인프라를 반영하는 지표로 ‘인구 십만명당 문화기반시설 수’와 ‘유아(0-4세) 천명당 보육시설 수’를 선별하였다. 또한 기본적인 삶의 질을 충족시켜주는 물리적인 지역사회 환경으로서 환경의 쾌적성과 안전성을 보여주는 지표로 ‘인구 천명당 의료기관 종사 의사 수’와 ‘자동차 천대 당 교통사고 발생 건수’를 사용하였고, 지역 내 참여 가족원들로 하여금 지역에 대한 정체성과 자부심을 갖게 하고 지역사회에 대한 정보를 제공해주는 지역의 사회자본 및 네트워크 지표로 ‘지역사회 주민들의 자원봉사 참여도’를 선정하였다.

2. 가족, 일, 지역사회의 자원과 가족에서 일로의 갈등 및 촉진

가족에서 일로의 전이(spillover)는 가족 영역이 일의 영역에 부정적인 영향을 미치는 가족에서 일로의 갈등(family-to-work conflict)과 긍정적인 영향을 미치는 가족에서 일로의 촉진(family-to-work facilitation)을 모두 포함하고 있다. 가족에서 일로의 갈등이 가족 영역에서의 역할 수행에 따르는 요구로 인하여 직업 역할 수행이 제약을 받을 때에 경험하는 것이라면, 가족에서 일로의 촉진은 일종의 시너지 효과를 나타내는 것으로서 가족 역할에 수반되는 자원이 직업 역할 수행을 더 수월하게 하거나 강화하는 것을 의미한다(Greenhaus & Beutell, 1985; Greenhaus & Powell, 2006).
지금까지의 연구는 일의 영역에서의 특성인 근무시간, 탄력적 근무제도 등이 일에서 가족으로의 갈등, 즉 직업역할 수행에 따르는 부담으로 어머니 역할을 제대로 수행하지 못하는 데 따르는 갈등에 미치는 영향에 초점을 맞추었다(Lee, Lee, & Kwon, 2007; Young & Wheaton, 2013). 또는 일 영역과 가족 영역에서 전이의 방향성을 고려하지 않은 채 두 영역에서의 역할간 갈등을 나타내는 일-가족 양립갈등을 주로 다루고 있다(Song, Jang, & Kim, 2010). 하지만 일련의 연구들은 가족에서 일로의 갈등과 일에서 가족으로의 갈등은 구별되어야 하며, 두 개념과 관련이 있는 선행요인들과 그 결과물은 다르다고 주장하고 있다(Frone et al., 1997; Kelloway, Gottlieb, & Barham, 1999). 분명하게 구분할 수는 없으나, 가족 영역에서의 자원이나 요구는 가족에서 일로의 갈등과 상대적으로 더 높은 관련성을 보이고, 일 영역의 자원이나 요구가 일에서 가족으로의 갈등과 더 관련이 있다고 볼 수 있다(Byron, 2005). 특히 가족 영역에서의 자원은 가족의 스트레스와 부모역할의 부담을 덜어줌으로써 가족에서 일로의 갈등을 감소시키고, 일과 관련된 자원은 업무 스트레스와 업무 부담을 줄여줌으로써 일에서 가족으로의 갈등을 줄여주는 것으로 알려져 있다(Frone et al., 1997). 이 연구에서 지역사회의 자원으로 정의한 가족친화성에는 가족의 돌봄을 지원하는 것이 중요한 구성요소이기 때문에 가족 역할에 따르는 부담을 덜어줌으로써 가족에서 일로의 갈등을 감소시켜줄 것이라는 예상이 가능하다.
한편으로는 취업한 여성들이 일의 영역과 가족 영역에서의 역할을 양립하는 데 따르는 어려움과 이중노동부담이 연구자들의 주된 관심사였기 때문에(Kim, 2008; Kim & Kim, 2007), 일-가족 촉진에 대해서는 상대적으로 관심을 기울이지 않았다. 그러나 일-가족 갈등과 일-가족 촉진은 동일한 개념 구성체의 서로 다른 양 극단에 있는 것이 아니라 서로 독립적인 개념 구성체로 보아야 한다(Greenhaus & Powell, 2006; Grzywacz & Marks, 2000). 가족에서 일로의 갈등 및 촉진과 관련이 있는 요인들을 보고한 Grzywacz와 Marks (2000)의 연구에 따르면, 배우자의 정서적 지지가 낮을 때 여성의 가족에서 일로의 갈등은 높고 촉진은 낮았으며, 근로시간이 짧고 업무에서 느끼는 심리적 압박감이 낮을수록 가족에서 일로의 갈등을 낮게 느끼고, 업무에 대한 통제력이 낮고 직장에서의 인간관계가 좋지 않을 때 가족에서 일로의 촉진은 낮은 것으로 나타났다.
지역사회의 자원이 일-가족 양립에 미치는 영향에 대한 실증연구가 부족한 상황에서 지역사회의 자원과 가족에서 일로의 갈등 및 촉진 사이의 관련성은 소수의 연구에 의존하여 추정이 가능하다. 지역사회의 자원은 가족 영역의 요구를 감소시킴으로써 가족에서 일로의 갈등을 줄여주는 것과 같이, 가족 영역에서 자원의 기능을 강화함으로써 가족 역할을 지원하고, 이로 인하여 직업 역할 수행이 수월해지는 가족에서 일로의 촉진에도 기여할 수 있을 것이다. Voydanoff (2005b)는 공동체의식, 지역사회에 대한 애정적 태도, 친구로부터의 지원으로 측정한 지역사회의 자원 가운데 공동체의식은 가족에서 일로의 촉진을 강화시키고, 친구로부터의 지원은 배우자의 지지가 가족에서 일로의 촉진에 미치는 정적인 영향을 더 강화한다고 보고하였다. 이에 따라 본 연구에서는 가족친화적인 지역사회의 자원은 가족 영역에서 발생하는 요구를 분담하고 자원을 강화할 수 있다는 점에서 가족에서 일로의 갈등 및 촉진으로 구분하여 살펴볼 것이며, 가족, 일, 지역사회의 자원과의 관련성을 분석하고자 한다.

연구방법

1. 분석자료 및 대상

이 연구에서는 두 개의 서로 다른 자료를 분석하였다. 한국여성정책연구원의 여성가족패널조사 4차년도(2012년) 자료에서는 분석 대상인 18세 이하 자녀가 있는 기혼 취업 여성의 정보를 추출하였고, 통계청 국가통계포털의 e-지방지표 2012년 데이터베이스에서는 지역사회의 특성을 반영한 지표를 추출하여 사용하였다. 여성가족패널조사는 전국 9,068 가구에 거주하는 만19세 이상 만64세 이하의 여성가구원 9,997명을 패널로 구축하였다. 2007년 제1차 조사를 시작으로 2008년 제2차, 2010년 제3차, 2012년에는 제4차 조사를 실시하였다. 여성가족패널조사는 여성의 가족, 일, 일상생활의 세 가지 주요영역을 바탕으로 여성의 경제활동, 가족실태, 가족가치관, 건강 등에 관하여 조사하여 패널 형태의 종단 자료를 구축하였다. 이 자료는 정책의 효과성을 추정하고 대상 집단에 효과적으로 적용할 수 있는 다양한 정책 설계에 활용되고 있다(Korean Women’s Development Institute, 2012). e-지방지표는 통계청 국가통계포털에서 제공하는 지역통계로서, 16개 광역자치단체와 230개 기초자치단체(시·군·구)의 지역정책 및 주민생활과 관련이 있는 주요 통계들을 선정하여 지역 발전 정도와 삶의 질 등을 평가할 수 있는 객관적인 지표를 데이터베이스로 구축하여 제공하고 있다.
가족, 일, 지역사회의 자원이 자녀가 있는 기혼 취업 여성의 일-가족 전이 경험에 미치는 영향을 분석하기 위해서는 지역사회 정보와 개인 정보가 포함된 다층자료(multilevel data)가 필요하다(Teachman & Crowder, 2002). 여성가족패널조사는 여성가 구원이 거주하는 시·군·구 지역을 파악할 수 있는 정보를 제공하기 때문에 이 지역정보를 바탕으로 e-지방지표에서 지역사회 단위의 지표를 추출하여 개인 정보와 결합한 다층자료를 구성할 수 있다. 그 결과 본 연구에서는 여성가족패널조사 4차년도(2012년) 자료에서 18세 이하 자녀가 있는 취업 기혼 여성 608명의 개인, 가족, 일 관련 정보를 추출할 수 있었다. 특히 지역사회 자원의 영향을 검증하려는 것이 이 연구의 주된 연구과제이기 때문에, 해당 지역사회에 비교적 오랜 기간 거주하여 지역사회의 영향에 많이 노출되었을 것으로 생각되는 유자녀 기혼 취업 여성들로 대상을 제한하였다. 여성가족패널조사가 처음 실시된 2007년부터 2008년, 2010년, 2012년까지 최소 5년 이상 거주지가 동일한 경우에만 샘플로 사용함으로써 거주하는 지역사회가 친숙하고 지역사회의 환경에 오랜 시간 노출된 사례로 분석대상을 한정하였다. 이들의 거주지는 시·군·구 단위의 45개 지역사회에 분포하고 있으며, 해당 지역사회의 특성을 나타내는 지표는 2012년 e-지방지표 데이터베이스에서 추출하였다.

2. 변수의 정의 및 측정

1) 개인 변수

다층자료에서 개인 수준의 변수는 여성가족패널조사 4차년도(2012) 자료에서 추출하였다. 가족에서 일로의 갈등(family-to-work conflict)을 측정하기 위하여 ‘자녀양육 부담으로 인해 일을 병행하는 것이 힘들 때가 많다’와 ‘집안일이 많아서 직장일을 할 때도 힘들 때가 많다’의 두 문항에 대해 동의하는 정도를 1점(전혀 그렇지 않다)부터 4점(매우 그렇다)까지 응답한 점수를 사용하였다. 점수가 높을수록 가족에서 일로의 갈등 수준이 높은 것을 의미하며, 신뢰도(Cronbach’s alpha)는 0.79로 나타났다. 가족에서 일로의 촉진(family-to-work facilitation)은 ‘가족부양에 대한 책임감 때문에 더 열심히 일을 하게 된다’와 ‘식구들이 내가 하는 일을 인정해주어 일을 더 열심히 하게 된다’의 두 문항에 대해 동의하는 정도를 1점(전혀 그렇지 않다)부터 4점(매우 그렇다)까지 응답하도록 하여 측정하였다. 점수가 높을수록 가족에서 일로의 촉진을 더 많이 경험하는 것을 의미하여, 신뢰도는 0.72로 나타났다.
사회인구학적 변수인 교육수준, 미취학자녀 유무, 연간 총 가구소득, 직종은 연구모형에 따라 통제변수 또는 독립변수로 사용하였다. 교육수준은 교육을 받은 총 햇수를 나타내는 연속변수로, 연간 총 가구소득은 대상자가 직접 입력한 금액을 그대로 사용하여 연속변수로 측정하였다. 미취학자녀가 있는 경우에 1점, 없는 경우에 0점을 주어 더미변수화하였고, 직종은 전문·관리·사무직에 1점, 서비스·판매·농림어업·제조·단순노무직에 0점을 주어 더미변수로 처리하였다. 가족 영역의 자원 변수로 사용한 배우자의 지지는 ‘귀하가 일하시는 것에 대해 남편께서는 어떻게 생각하십니까’를 묻는 문항에 대해 1점(매우 반대)부터 5점(매우 찬성)까지 응답하도록 한 5점 리커트 척도로 측정하였으며, 점수가 높을수록 남편의 지지가 높다는 것을 의미한다. 일 영역의 자원 변수로 사용한 일 만족도는 현재 하고 있을 일에서 ‘임금 또는 소득수준’, ‘고용의 안정성’, ‘근로환경’ 등 10개 항목에 만족하는 정도를 1점(매우 불만족)부터 5점(매우 만족)까지 응답하도록 하여 총점을 사용하였다. 점수가 높을수록 일에 대한 만족도가 높다는 것을 의미하며, 신뢰도는 0.91로 나타났다. 지역사회 자원이 가족에서 일로의 갈등 및 촉진에 미치는 직접적인 영향을 분석하기 위한 연구모형에서는 이 변수들을 통제변수로 사용하였다. 그러나 이러한 개인 변수들이 지역사회의 자원과 상호작용하여 가족에서 일로의 전이에 미치는 영향을 살펴보고자 설계한 연구모형에서는 이 변수들을 독립변수로 투입하였다.

2) 지역사회 변수

다층자료에서 상위 수준인 지역사회 변수는 국가통계포털의 2012년 e-지방지표 데이터베이스와 여성가족패널조사 2차년도(2008) 자료에서 추출하였다. 이 연구에서는 지역사회의 자원을 가족친화성으로 정의하였기 때문에 선행연구를 바탕으로 지역사회의 가족친화성과 관련이 있는 지표를 선별하였다. 그러나 가족친화적인 지역사회의 구성요소를 조사한 연구마다 서로 다른 지표들을 제안하고 있으므로(Bookman, 2004; Kim et al., 2009; Noh & Chin, 2012; Park, 2010; Sweet, Swisher, & Moen, 2005; Yoo & Chin, 2013), 이 연구들에서 비교적 공통적으로 제시된 지역사회의 안전성, 돌봄, 여가활동을 대표할 수 있는 지표를 연구자 임의로 선정하여 e-지방지표에서 추출하였다. 구체적으로는 일반회계 중 복지예산 비중, 인구 십만명당 문화기반시설 수, 유아(0-4세) 천명당 보육시설 수, 인구 천명당 의료기관 종사 의사 수, 자동차 천대 당 교통사고 발생 건수를 사용하였다.
그런데 분석대상이 거주하는 지역사회의 수는 45개이고, 각 지역사회별 개인 관찰사례 수도 9명에서 많아야 25명에 불과하다. 이처럼 제한적인 표본으로부터 안정적인 추정계수를 얻기 위해서는 지역사회 변수의 수를 가능한 한 최소화해야 할 필요가 있다. 이에 따라 선별한 5개의 지표로 요인분석을 실시하여 지역사회 변수의 수를 줄이고자 하였다. 베리맥스(Varimax) 방식으로 회전한 요인분석 결과를 제시한 Table 1을 보면, 일반회계 중 복지예산 비중, 인구 십만명당 문화기반시설 수, 유아(0-4세) 천명당 보육시설 수가 요인 1로, 인구 천명당 의료기관 종사 의사 수와 자동차 천대 당 교통사고 발생 건수가 요인 2로 분류되었다. 요인 1에 속한 3개 지표들의 표준화점수 평균으로 ‘자녀돌봄 인프라’ 복합지수를 생성하고, 요인 2에 속한 2개 지표들의 표준화점수 평균으로 ‘안전성’ 복합지수를 생성하였다. 이후 분석에서는 모형의 간명성을 위하여 이 2개의 변수를 지역사회 변수로 사용하였다.
지역사회의 사회자본은 해당 지역사회의 자원봉사활동 참여도로 측정하였다(Freistadt & Strohschein, 2013; Noh & Chin, 2012; Paxton, 1999; Voydanoff, 2001). 2008년 제2차 여성가족패널조사에서는 지난 한 달간 ‘자원봉사활동이나 사회참여 활동’에 참여한 빈도를 1점(하지 않았다)부터 6점(거의 매일)까지 6점 리커트 척도로 측정하였다. 패널 전체를 대상으로 지역사회별로 응답한 평균을 산출하여 지역사회의 자원봉사활동 참가율로 사용하였으며, 점수가 높을수록 참여 빈도가 상대적으로 높다는 것을 의미한다. 2010년 제3차 조사부터는 자원봉사활동이나 사회참여 활동 참여 빈도에 대한 조사가 이루어지지 않았기 때문에 불가피하게 2008년 자료를 사용하였다. 지역사회의 자원봉사활동 참여도를 측정한 시점과 다른 개인 및 지역사회 변수를 측정한 시점 사이에 4년의 시간차가 존재하지만, 연구의 분석대상을 2007년부터 2012년까지 같은 지역사회에 거주하고 있는 사례로 한정하였기 때문에 2008년 지역사회의 특성이 2012년 개인의 가족에서 일로의 전이 경험에 영향을 미쳤을 가능성을 전혀 배제할 수는 없을 것이다. 더욱이 사회자본이 지역사회 주민 간 신뢰나 유대감과 같은 지역사회의 주관적인 측면을 반영한다는 점에서(Noh & Chin, 2012; Voydanoff, 2001), 지역사회의 사회자본을 높게 인식한 경우 그러한 인식이 지역사회의 가족친화성에 대한 평가로 계속 이어질 수 있을 것이다.

3. 분석방법

이 연구에서는 분석대상의 개인 특성과 지역사회의 특성을 파악하기 위하여 빈도, 백분율, 평균, 표준편차, 최대값, 최소값을 구하였다. 또한 지역사회의 자원이 가족에서 일로의 갈등과 촉진에 미치는 영향을 분석하고자 위계선형모형(Hierarchical Linear Model, HLM)을 사용하였다. 위계선형모형은 이 연구와 같이 개인 수준에서 측정된 변수와 지역사회 수준에서 측정된 변수로 이루어진 다층자료 분석에 유용하다. 다층자료의 경우 지역사회 안에 포함되어 있는 개인 관찰값들이 상위 수준의 집단인 지역사회와 특성을 공유하기 때문에 단층자료에 대한 회귀분석에서 요구하는 오차항간의 독립성 조건을 충족시키지 못한다. 그러나 위계선형모형은 개인 수준 내에서 그리고 지역사회 수준 내에서 발생하는 분산을 허용하고 특정 지역사회 안에 있는 개인 수준에서 나타나는 공변량도 허용하는 등 여러 개의 오차항으로 이루어진 방정식을 추정할 수 있도록 해준다(Raudenbush & Bryk, 2002; Teachman & Crowder, 2002). 따라서 본 연구에서도 다층자료 분석을 위해 위계선형모형을 적용하여 연구모형을 설계하였다. 무제약 모형(unconditional model)부터 분석을 시작하여 다음 모형으로 넘어가기 위한 전제조건을 충족시키는지 확인하는 방식으로 진행하였다.
첫 번째로 분석할 무제약 모형은 개인 변수와 지역사회 변수를 투입하지 않은 채 가족에서 일로의 갈등 점수와 촉진 점수에서 지역사회에 따라 유의미한 차이가 있는지를 보여준다. 두 번째 모형은 개인 변수만을 투입한 채 개인의 특성이 가족에서 일로의 갈등과 촉진에 미치는 영향을 분석한다. 이 모형에는 개인의 사회인구학적 특성과 배우자 지지, 일 만족도 변수가 투입된다. 세 번째 모형에는 개인 수준 변수와 지역사회 수준 변수를 모두 투입하여 개인 수준 변수를 통제한 상태에서 지역사회의 자원이 가족에서 일로의 갈등과 촉진에 미치는 직접적인 영향을 분석한다. 최종 모형은 개인의 자원 변수와 지역사회의 자원 변수가 상호작용하여 가족에서 일로의 갈등과 촉진에 미치는 영향을 파악하기 위하여 설계되었다. 배우자 지지와 일 만족도가 가족에서 일로의 갈등 또는 촉진에 미치는 영향을 지역사회의 자원이 강화하거나 약화시키는 기능을 하는지를 살펴보려는 것이다. 위의 모든 분석에는 STATA 12.0 (StataCorp, Texas, USA)을 사용하였다.

연구결과

1. 분석대상과 지역사회의 특성

본 연구의 분석대상인 18세 이하 자녀가 있는 기혼 취업 여성의 개인 특성과 이들이 거주하는 지역사회의 특성은 Table 2에 제시하였다. 분석대상 608명은 45개의 지역사회에 거주하고 있으며, 지역사회별로 9명에서 25명이 분포하고 있다. 이들이 경험하는 가족에서 일로의 갈등 점수와 촉진 점수는 각각 4.94점과 5.78점으로, 갈등 수준에 비해 촉진을 더 높게 경험하는 것으로 나타났다. 평균 교육년수는 13.2년으로 고등학교 졸업의 평균 학력을 가지고 있으며, 연간 총 가구소득은 평균 5,044만원으로 조사되었다. 이들 가운데 22%가 미취학 자녀가 있고, 40%가 전문·관리·사무직에 종사하고 있으며, 나머지 60%는 서비스·판매·농림어업·제조·단순노무직에 종사하고 있다. 이들이 거주하는 지역사회에서는 일반회계 가운데 약 39%를 복지예산으로 편성하였고, 인구 십만명당 문화기반시설 수는 평균 3.2개였다. 0~4세 유아 천명당 보육시설 수는 평균 18개, 인구 천명당 의료기관 종사 의사 수는 평균 2.4명이고, 자동차 천대당 평균 11건의 교통사고가 발생하였다. 자원봉사활동 참여도의 평균값은 참여빈도나 참여율이 아니라 상대적인 참여정도를 나타내는 값으로 볼 수 있다. 이 값의 범주가 1점에서부터 6점까지인데, 평균이 1.24에 불과하다는 것은 지역사회의 전반적인 자원봉사활동 참여도가 매우 낮다는 것을 보여준다.

2. 지역사회의 가족친화성과 가족에서 일로의 갈등 및 촉진

이 연구의 주된 관심은 지역사회의 자원과 유자녀 취업 여성이 경험하는 가족에서 일로의 갈등과 촉진 사이에 어떤 관련이 있는가를 검증하려는 것이다. 여기서는 본격적인 위계선형모형 분석에 들어가기에 앞서 Table 1에서 요인분석의 결과로 생성한 지역사회 자원 변수가 취업 여성의 가족에서 일로의 갈등 및 촉진과 관련이 있는지를 살펴보고자 하였다. Table 3은 자녀돌봄 인프라, 안전성, 자원봉사활동 참여도와 가족에서 일로의 갈등/촉진 사이의 관련성을 분석한 결과이다. 표에 나타난 바와 같이 지역사회의 자녀돌봄 인프라와 자원봉사활동 참여도는 유자녀 취업 여성의 가족에서 일로의 갈등과는 부적 관련이 있었다. 거주하는 지역사회의 자녀돌봄 인프라가 높고(b =-.10, p <.05) 자원봉사 참여가 활발할수록(b =-1.18, p <.05) 가족에서 일로의 갈등이 감소하였다. 지역사회의 자녀돌봄 인프라와 가족에서 일로의 촉진 사이에는 정적 관련이 나타났다(b =.09, p <.05). 즉, 지역사회의 자녀돌봄 인프라가 높을수록 유자녀 기혼 취업 여성이 경험하는 가족에서 일로의 촉진은 높아진다는 것을 알 수 있다.
한편, 지역사회의 안전성은 가족에서 일로의 전이에 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 드러났다. 앞서 언급한 바와 같이 표본상의 제약으로 위계선형모형 분석에서는 지역사회 변수의 수를 더 줄이는 것이 보다 정확한 계수 추정에 유리할 것이다. 따라서 이후 위계선형모형 분석에서는 자녀돌봄 인프라와 안전성의 개념이 모두 포함된 새로운 변수를 생성하여 사용할 것이다. 이를 위해 일반회계 중 복지예산 비중, 인구 십만명당 문화기반시설 수, 유아(0-4세) 천명당 보육시설 수, 인구 천명당 의료기관 종사 의사 수, 자동차 천대 당 교통사고 발생 건수의 표준화된 값의 평균으로 ‘가족친화적 환경’이라는 새로운 변수를 생성하였다. 이 변수가 지역사회의 가족친화적인 시설이나 안전성과 같은 인프라 수준을 반영한다면, 이와 함께 모형에 투입할 ‘자원봉사활동 참여도’는 지역사회의 신뢰와 유대감으로 대표되는 사회자본을 반영할 수 있을 것이다.

3. 가족, 일, 지역사회의 자원과 가족에서 일로의 갈등과 촉진

본 연구에서 설정한 연구문제에 답하기 위하여 가족, 일, 지역사회 영역의 자원을 독립변수로 하고, 가족에서 일로의 갈등과 촉진을 각각 종속변수로 한 위계선형모형을 구성하여 분석하였다. 이 모형에는 개인의 사회인구학적 특성으로는 교육수준, 연간 총 가구소득, 미취학자녀 유무, 직종을 포함시켰고, 가족 영역의 자원으로는 배우자 지지, 일 영역의 자원으로는 일 만족도를 투입하였다. 이러한 변수들이 자녀가 있는 취업 여성이 경험하는 가족에서 일로의 전이 가운데 부정적 전이인 가족에서 일로의 갈등뿐만 아니라 긍정적 전이인 촉진에 미치는 영향까지 살펴보고자 하였다. 그러나 개인, 가족, 일 관련 특성과 일-가족 전이 사이의 관련성에 대한 선행연구는 어느 정도 축적되어 있으므로, 이 모형의 분석에서는 지역사회 자원이 가족에서 일로의 갈등과 촉진에 미치는 직접적인 영향과 함께 지역사회의 자원이 개인의 가족과 일 영역에서의 자원이 일-가족 전이에 미치는 영향을 조절하는 간접적인 영향을 중점적으로 알아보고자 하였다.
Table 4에는 지역사회의 자원이 가족에서 일로의 갈등에 미치는 영향을 분석한 결과를 제시하였다. 지역사회 별로 관측치가 적기 때문에 모든 계수는 강건한(robust) 표준오차를 사용한 추정방법으로 구한 값을 보고하였다.
Table 4의 모형 1은 개인 변수와 지역사회 변수를 투입하지 않은 채 거주하는 지역사회별로 가족에서 일로의 갈등 점수에 차이가 있는지를 보여준다. 고정효과를 추정한 값이 통계적으로 유의하며(b=4.96, p<.001), 이는 유자녀 취업 여성이 어디에 거주하느냐에 따라 그들이 경험하는 가족에서 일로의 갈등에는 차이가 있음을 의미한다. 무선효과 추정량으로부터 ICC (intraclass correlation) 값을 산출할 수 있는데, 이 값은 지역사회 간 분산과 지역사회 내 분산의 비율을 추정한 값이다(.14/(.14+1.56)=.08). ICC는 0.08로서, 18세 이하 자녀가 있는 취업 여성의 가족에서 일로의 갈등 점수 차이 가운데 약 8%를 거주하는 지역사회의 차이로 설명할 수 있음을 의미한다. 그리고 가족에서 일로의 갈등 점수 차이 가운데 92%는 지역사회 내에서 개인의 특성으로 설명할 수 있다.
모형 2는 지역사회 변수 없이 개인 변수만을 투입한 모형으로서, 분석결과를 통해 개인의 사회인구학적 특성, 가족 자원, 일 자원이 가족에서 일로의 갈등에 미치는 영향을 파악할 수 있다. 고정효과 추정계수를 보면, 미취학 자녀가 있으면 가족에서 일로의 갈등이 더 높고(b =.67, p <.001), 서비스·판매·농림어업·제조·단순노무직에 비해 전문·관리·사무직에 종사할 경우 가족에서 일로의 갈등 점수가 더 낮았다(b =-.31, p <.01). 일 영역의 자원인 일 만족도는 가족에서 일로의 갈등을 낮추는 것으로 나타났다(b =-.03, p <.001). 무선효과를 추정한 결과 개인 변수의 투입으로 제1수준의 분산이 모형 1의 1.56에서 1.25로 감소하였고((1.56-1.25)/1.56=.20), 이는 개인 수준 변수들이 지역사회 내에서 개인이 경험하는 가족에서 일로의 갈등 점수 차이(총분산의 92%) 가운데 약 20%를 설명해준다는 것을 의미한다.
모형 3은 지역사회의 자원을 대표하는 2개의 변수, 즉 가족친화적 환경과 자원봉사활동 참여도가 가족에서 일로의 갈등에 미치는 직접적인 영향을 알아보기 위하여 설계되었다. 고정효과 추정 결과 개인 수준의 변수를 모두 통제한 상태에서 가족친화적 환경(b =-.08, p<.01)과 자원봉사활동 참여도(b =-1.39, p<.01) 모두 가족에서 일로의 갈등에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 지역사회가 가족을 지원하는 시설 인프라나 안전성 등의 측면에서 가족친화성이 높을수록, 그리고 지역사회의 주민들이 자원봉사활동 참여도가 높을수록 그 지역사회에 거주하는 유자녀 기혼 취업 여성이 경험하는 가족에서 일로의 갈등은 감소한다는 것을 알 수 있다. 무선효과 추정량에 따르면 지역사회 자원 변수를 투입하였음에도 지역사회 수준의 분산은 모형 1의 .14251(표에는 소수점 두자리수 이하 절삭값으로 보고함)에서 .13736으로 미미하게 감소하였다. 이는 지역사회의 가족친화적 환경과 자원봉사활동 참여도라는 두 개의 변수가 지역사회 수준에서의 분산(총분산의 8%) 중에서 4% 정도만을 설명한다는 것을 의미한다. 다시 말해, 이 연구에서 선별한 지역사회의 자원이 취업모가 경험하는 가족에서의 일로의 갈등 완화에는 기여하지만, 거주하는 지역사회에 따라 다르게 나타나는 가족에서 일로의 갈등 수준을 설명해 줄 수 있는 변수는 이외에도 많다는 것을 알 수 있다.
모형 4는 자녀가 있는 기혼 취업 여성의 가족 및 일 영역의 자원 변수와 지역사회의 자원 변수가 상호작용하여 가족에서의 일로의 갈등에 미치는 영향을 살펴보기 위한 모형이다. 가족 영역의 자원인 배우자의 지지와 일 영역의 자원인 일 만족도가 가족에서 일로의 갈등에 미치는 영향이 지역사회가 가지고 있는 자원의 수준에 따라 달라지는지를 알아보고자 설계되었다. Table 4에는 통계적으로 유의미한 결과만을 제시하였으며, 고정효과 추정계수 가운데 일 만족도와 가족친화적 환경의 상호작용항이 통계적으로 유의미하였다(b =-.01, p <.05). 이 결과는 거주하는 지역사회의 환경이 가족친화적일수록 개인의 일 만족도와 가족에서 일로의 갈등 사이의 부적 관련성이 약해진다는 의미로 해석할 수 있다. 표에는 보고하지 않았으나, 일 만족도와 자원봉사활동 참여도의 상호작용 항도 10% 유의수준(p=.063)에서 통계적으로 유의미한 부적 관련성(b =-.19)을 보여주었으며, 이 결과 또한 지역사회 주민들이 자원봉사활동에 적극 참여할수록 취업모의 일 만족도와 가족에서 일로의 갈등 사이의 부적인 관련성이 약해진다는 것을 의미한다.
Table 5는 지역사회의 자원이 그 지역사회에 거주하는 일하는 어머니들의 가족에서 일로의 촉진에 미치는 영향을 분석한 결과이다. 모형 1에서는 고정효과 추정계수가 통계적으로 유의미하였으며(b =5.78, p <.001), 18세 이하 자녀가 있는 취업 여성이 어디에 거주하느냐에 따라 이들이 경험하는 가족에서 일로의 촉진 점수에 차이가 있음을 의미한다. 무선효과 추정계수로 산출한 ICC 값은 .26 (.36/(.36+1.03)=.26)로, 일하는 어머니들이 보고한 가족에서 일로의 촉진 점수 차이 가운데 약 26%를 거주하는 지역사회의 차이로 설명할 수 있다. 가족에서 일로의 촉진 점수의 총 분산 가운데 나머지 74%는 지역사회 내에서의 개인차로 설명할 수 있다.
모형 2의 분석결과는 개인의 교육수준, 가구소득, 미취학 자녀 유무, 직업과 같은 사회인구학적 변수와 배우자의 지지와 일 만족도로 대표되는 개인의 자원 변수가 가족에서 일로의 촉진과 어떤 관련이 있는지를 보여주고 있다. 개인 수준의 변수 중에서는 교육을 받은 년수가 길수록 가족에서 일로의 촉진 점수가 낮아졌으며(b =-.06, p <.05), 일 만족도가 높을수록 가족에서 일로의 촉진 점수가 높아졌다(b =.19, p <.05). 무선효과 추정계수를 보면이 변수들이 투입됨으로써 제1수준의 분산이 1.03에서 .91로 감소하였고, 이 결과로부터 모형에 투입한 개인 특성들이 지역사회 내 분산(총분산의 74%)의 11%를 설명해준다는 것을 알 수 있다((1.03-.91)/1.03=.11).
모형 3의 결과를 통해 개인의 특성을 통제한 상태에서 지역사회의 가족친화적인 환경과 자원봉사활동 참여도로 측정한 지역사회의 자원이 가족에서 일로의 촉진 경험에 미치는 영향을 파악할 수 있다. 우선 고정효과 추정계수는 모두 통계적으로 유의미하지 않았으며, 이는 지역사회의 자원이 18세 이하 자녀가 있는 취업여성의 가족에서 일로의 촉진에는 영향을 미치지 못하고 있음을 의미한다. 또한 가족 자원과 일 자원 변수와 지역사회 자원 변수 사이의 상호작용 효과를 분석한 결과에서도 통계적으로 유의미한 결과가 나타나지 않아 Table 5에는 상호작용 모형의 결과를 제시하지 않았다.

결론 및 논의

본 연구는 가족의 돌봄 부담을 분담할 수 있는 가족친화적인 지역사회를 조성함으로써 자녀가 있는 취업 여성의 일-가족 양립을 지원하려는 한국 정부의 노력을 뒷받침할 수 있는 경험적인 연구 결과를 제공하고자 하는 목적에서 출발하였다. 지역사회의 가족친화성과 유자녀 취업 여성의 일-가족 양립 사이의 관련성을 알아보기 위하여 자원(resources)이라는 관점으로 접근하였다. 즉, 가족, 일, 지역사회의 자원이 독립적으로 유자녀 취업 여성이 경험하는 가족에서 일로의 갈등 및 촉진에 미치는 영향을 파악함과 동시에, 지역사회의 자원이 가족과 일 영역의 자원이 가족에서 일로의 갈등 및 촉진에 미치는 영향을 강화 혹은 약화시키지는 알아보고자 하였다. 이를 위해 배우자의 지지를 가족 영역을 대표하는 자원으로, 일 만족도를 일 영역을 대표하는 자원으로, 그리고 가족친화적인 기간시설과 지역주민의 자원봉사활동 참여도를 지역사회의 자원으로 변수화하여 분석모형에 투입하였다. 가족에서 일로의 갈등과 촉진을 종속변수로 하여 위계선형모형을 분석한 결과와 이에 대한 논의는 다음과 같다.
첫째, 18세 이하 자녀가 있는 취업 여성이 경험하는 가족에서 일로의 갈등과 촉진 점수는 이들이 어느 지역사회에 거주하느냐에 따라 통계적으로 유의미한 차이를 보였다. 가족에서 일로의 갈등 점수와 촉진 점수에서 지역사회 간 분산과 지역사회 내 분산의 비율을 나타내는 ICC 추정 결과, 가족에서 일로의 갈등 점수의 분산 가운데 8%를, 그리고 가족에서 일로의 촉진 점수의 분산 가운데 26%를 어느 지역사회에 거주하느냐로 설명할 수 있었다. 거주하는 지역사회의 특성과 개인이 경험하는 일-가족 양립 사이의 관련성을 살펴본 연구들은 대부분 가족 역할 수행으로 직업 역할 수행이 제약을 받는 가족에서 일로의 갈등을 다루고 있으며(Young, 2015; Young & Wheaton, 2013), 가족 역할 수행에 따르는 자원이 직업 역할 수행에 도움이 되는 가족에서 일로의 촉진에 대해서는 거의 관심을 기울이지 않았다. 그러나 이 연구에서 가족에서 일로의 촉진 점수의 분산 가운데 26%를 거주하는 지역사회의 차이로 설명할 수 있다는 연구결과는 한국 정부가 가족친화적인 지역사회 조성을 통해 실현하고자 하는 취업 여성의 일-가족 양립이 가족 영역과 일 영역 사이의 갈등을 완화시킬 뿐만 아니라 두 영역 사이에서 발생하는 시너지를 강화하는 방법으로도 이루어질 수 있음을 시사한다고 할 수 있다. 또한 가족, 일, 지역사회의 자원은 일과 가족 영역 사이에서 경험하는 갈등뿐 아니라 촉진과도 관련이 있으며, 따라서 일과 가족의 양립을 지원하는 지역사회의 역할을 이해하기 위해서는 일-가족 촉진도 고려해야할 것임을 제안한다.
둘째, 지역사회의 자원은 유자녀 취업 여성이 경험하는 가족에서의 일로의 갈등과 촉진에 직접적인 영향을 미칠 수 있는 것으로 나타났다. 이 연구에서는 지역사회의 가족친화성을 지역사회의 자원으로 정의하고, 선행연구에서 제안한 가족친화적 지역사회의 다양한 구성요소 가운데 대표적인 지표를 국가통계포털 e-지방지표 데이터베이스에서 추출하였다. 분석 결과, 이 지표들로 구성한 지역사회의 ‘자녀돌봄 인프라’과 ‘안전성’ 복합지수와 지역사회의 사회자본을 대표하는 ‘자원봉사활동 참여도’ 가운데 자녀돌봄 인프라는 가족에서 일로의 갈등은 완화하고 가족에서 일로의 촉진은 강화하는 것으로 나타났다. 선행연구에 따르면 어린이집과 같은 돌봄 인프라가 잘 구축되어 있을수록 어린 자녀를 둔 부모들은 거주하는 지역사회를 가족친화적이라고 인식하며, 이러한 인식은 부모의 양육효능감은 높이고 양육스트레스는 낮추며 다중역할을 수행하는 데 따르는 만족감은 높이고 긴장감은 줄여준다고 하였다(Noh & Chin, 2012; Park, 2010; Yoo & Chin, 2013). 미취학 자녀가 있는 취업모가 가족에서 일로의 갈등을 더 심각하게 경험하는 것으로 볼 때(Table 4 참조), 이들이 자녀돌봄을 지원하는 서비스 시설의 혜택을 가장 많이 받고 그 결과 실제로 가족에서 일로의 갈등이 줄어드는 경험을 하는 것으로 볼 수 있다. 또한 가족친화성에 대한 인식이 양육효능감과 다중역할 수행의 만족감을 높여주는 것과 같이 지역사회의 자녀돌봄 시설과 서비스 경험이 가족에서 일로의 촉진에도 긍정적인 영향을 준다고 할 수 있다.
지역주민의 자원봉사활동 참여도가 높을수록 가족에서 일로의 갈등 점수가 감소한 결과는 가족친화적 지역사회의 구성요소로서 사회자본을 강조한 선행연구들의 논의에 힘을 실어주고 있다(Kim et al., 2009; Noh & Chin, 2012; Voydanoff, 2001). 그러나 자원봉사활동 참여도는 가족에서 일로의 촉진은 강화하지 않은 채 갈등 완화에만 기여하였다. 자원봉사활동을 특정하지는 않았으나 일반적으로 자원봉사활동의 수혜자는 자원이 부족한 취약계층이라고 할 수 있다. 그렇다면 이들은 가족 역할 수행에 수반되는 자원이 직업 역할을 수월하게 하는 경험보다는, 가족 역할 수행에 따르는 요구로 직업 역할 수행이 더 어려워지는 갈등을 경험할 가능성이 더 높다. 따라서 자원봉사활동 참여도가 높은 지역사회에 거주하는 취업모 가운데 자원봉사활동의 수혜 집단은 가족에서 일로의 촉진보다는 갈등을 경험하고 있을 것이라는 점에서 갈등의 완화에 미치는 영향이 두드러지게 나타났을 것으로 추정된다.
그런데 개인 수준의 변수들을 통제했을 때 지역사회 자원이 가족에서 일로의 갈등에 미치는 부적 영향은 여전히 유효하였으나(Table 4의 Model 3), 가족에서 일로의 촉진을 강화하는 정적 영향은 더 이상 유효하지 않았다(Table 5의 Model 3). 이 결과로 볼 때, 지역사회의 가족친화적인 환경과 자원봉사활동 참여도는 가족에서 일로의 촉진 강화보다는 가족에서 일로의 갈등 완화에 기여하는 부분이 더 크다는 것을 알 수 있다. 그러나 지역사회의 자원 변수와 가족에서 일로의 갈등 사이에 유의미한 부적 관련성이 밝혀졌음에도 불구하고, 지역사회의 가족친화적인 환경과 자원봉사활동 참여도는 지역사회에 따라 나타나는 가족에서 일로의 갈등 점수의 분산(총분산의 8%) 가운데 약 4%만을 설명해주고 있었다. 또한 가족에서 일로의 촉진 점수에서 나타난 차이 가운데 26%를 지역사회의 특성으로 설명할 수 있는 것으로 나타났으나(Table 5의 Model 2), 이 연구에서 사용한 두 개의 지역사회 자원 변수는 지역사회 간 분산을 전혀 설명해주지 못하였다. 이 결과는 취업모가 경험하는 가족에서 일로의 갈등이나 촉진과 관련이 있는 지역사회의 특성은 이 연구에서 자원으로 선정한 두 변수 외에도 많은 요인이 있음을 시사한다. 선행연구들은 가족친화적 지역사회의 다양하고 광범위한 구성요소들과 사회자본을 측정할 수 있는 지표들을 제안하고 있다(Bookman, 2004; Kim et al., 2009; Noh & Chin, 2012; Park, 2010; Sweet et al., 2005; Yoo & Chin, 2013). 그러나 표본으로 추출한 지역사회의 수가 45개뿐이고, 각 지역사회별로 개인 관찰 사례의 분포도 최소 9건에서 최대 26건에 불과하기 때문에 지역사회의 자원 변수를 두개밖에 사용할 수 없었던 한계에 따른 불가피한 결과라고 할 수 있다. 지역사회의 자원을 비교적 정확하게 측정하고 이러한 지역사회의 자원이 개인의 일가족 양립에 미치는 영향을 보다 안정적으로 파악하기 위해서는 많은 수의 지역사회와 지역사회별로 충분한 사례수를 갖춘 자료를 확보하는 일이 무엇보다 중요하다.
셋째, 가족 영역의 자원인 배우자의 지지는 취업모가 경험하는 가족에서 일로의 갈등이나 촉진과 관련이 없었으나, 일 영역의 자원인 일 만족도는 가족에서 일로의 갈등은 감소시키고 가족에서 일로의 촉진은 증가시키는 것으로 나타났다. 배우자의 지지는 취업 여성의 일-가족 갈등을 감소시켜주는 중요한 요인으로 지적되어 왔다(Frone et al., 1997; Greenhaus & Beutell, 1985; Grzywacz & Marks, 2000; Voydanoff, 2004b). 그럼에도 불구하고 본 연구에서 유의미한 관련성이 나타나지 않은 이유는 배우자의 지지를 ‘귀하가 일하시는 것에 대해 남편께서는 어떻게 생각하십니까’라는 일반적인 단일 문항으로 측정하였기 때문일 수 있다. 배우자의 지지가 취업 여성의 가족에서 일로의 갈등을 완화시켜 주거나 촉진을 강화시켜 주는 것으로 밝혀진 연구들을 보면, 다문항 척도로 보다 정교하게 배우자의 정서적 지지를 측정하거나, 정서적 지지 외에도 가사일을 돕는 것과 같은 도구적인 지원을 포함하여 측정하고 있다(Byron, 2005; Voydanoff, 2004b). 이에 반해 일 만족도는 일과 관련이 있는 다양한 측면, 예를 들어 임금 수준, 근로시간, 복리후생 등 10개 항목에 대한 만족도를 구체적으로 측정하였기 때문에 조사대상자들이 일에 대해 느끼는 만족감이 잘 반영된 변수라고 할 수 있다(Demerouti et al., 2001). 따라서 기존 연구들이 보고한 바와 같이 본 연구에서도 일 만족도와 가족에서 일로의 갈등과 촉진 사이의 유의미한 관련성을 찾을 수 있었을 것으로 보인다(Grzywacz & Marks, 2000; Voydanoff, 2004b).
넷째, 거주하는 지역사회의 환경이 가족친화적일수록 자녀가 있는 취업 여성의 일 만족도와 가족에서 일로의 갈등 사이의 부적 관련성이 약해졌다. 지역사회의 자원이 일 또는 가족 영역의 자원과 상호작용하여 가족에서 일로의 갈등에 미칠 수 있는 간접적인 영향을 실증적으로 보여준 결과라고 할 수 있다(Voydanoff, 2004b; Voydanoff, 2005b). 지역사회의 구조적인 취약성이 개인에게 미치는 부정적인 영향을 보고한 연구들은 적지 않으나(Maimon, Browning, & Brooks-Gunn, 2010; Simons et al., 2005), 지역사회의 자원이 개인에게 어떠한 직·간접적인 영향을 줄 수 있는지에 대한 연구가 상대적으로 부족한 상황에서 이 결과에 대해 경험적 근거를 바탕으로 한 논의는 어려울 것으로 생각된다. 그러나 ‘가족친화 사회환경의 조성 촉진에 관한 법률’에서 가족친화적 지역사회를 ‘노인부양이나 아동양육 등 가족 돌봄을 지역사회차원에서 분담할 수 있는 환경 및 다양한 가족구성원이 필요로 하는 시설과 공간을 충족시킬 수 있는 가족생활 여건이 갖추어진 마을환경’으로 정의한 것으로 볼 때(Ministry of Government Legislation, 2010), 본 연구에서 지역사회 자원의 역할은 취업 여성들의 돌봄 부담을 덜어주는 것이라고 할 수 있다. 자원과 요구의 관점에서 보자면, 가족 영역이나 일 영역의 요구로 인하여 일-가족 갈등이 더 심각해지지 않도록 지역사회가 완충 역할을 해 준다고 할 수 있다. 이 연구에서는 일 만족도를 일 영역의 자원으로 개념화하였으나, 이는 일 만족도가 높을 경우 자원으로 분류되는 것이며 일 만족도가 낮을 경우에는 요구로도 분류될 수 있을 것이다. 이렇게 본다면 일에서 만족감을 느끼지 못하는 취업모가 가족에서 일로의 갈등을 더 심각하게 경험할 수 있는 상황에서 지역사회의 가족친화적 환경은 그 부정적인 영향을 완화해 주는 것으로 볼 수 있다.
이와 같이 본 연구는 기존 연구들이 간과해왔던 지역사회의 자원과 일-가족 양립 사이의 관련성을 경험적으로 밝히는 성과를 거두었으나, 여성가족패널조사라는 2차 자료를 사용한 데 따르는 불가피한 한계를 안고 있다. 우선 608명의 조사대상자가 분포한 45개 지역사회별로 개인 관찰 사례가 9건에서 26건에 불과한 다층자료로 위계선형모형을 설계하였기 때문에, 지역사회 자원의 영향을 보다 정확하게 파악할 수 있는 추정량을 얻기 위해서는 모형에 투입하는 변수의 수를 최소화할 수밖에 없었다. 그 결과, 가족에서 일로의 갈등 또는 촉진과 관련이 있는 것으로 알려진 일과 가족 영역의 다양한 자원 가운데 일 만족도와 배우자 지지만을 변수로 사용할 수 있었다. 더욱이 지역사회의 자원을 대표하는 가족친화성 또한 여러 지표로 구성한 복합지수를 만들어 사용할 수밖에 없었다. 이로 인하여 취업모가 보고한 가족에서 일로의 촉진 점수 차이 가운데 26%를 어느 지역사회에 거주하느냐로 설명할 수 있음에도 불구하고, 이 연구에서 사용한 지역사회 자원 변수는 그 지역사회 간 차이를 전혀 설명해주지 못하는 결과가 나타나게 되었다. 지역사회의 영향에 대한 연구가 확대되기 위해서는 다수의 지역사회에서 충분한 수의 개인 사례를 수집한 자료가 필요하다. 여성가족패널조사 외에도 현재 이루어지고 있는 여러 전국 단위 조사에서 거주지역을 시·군·구의 기초자치단체 수준까지 파악할 수 있는 지표를 공개한다면 지역사회 연구는 더 활발하게 이루어질 수 있을 것으로 기대된다.
이러한 한계점에도 불구하고 본 연구를 통해 가족, 일, 지역사회의 자원이 독립적으로 자녀가 있는 취업 여성이 경험하는 가족에서 일로의 갈등을 감소시키거나 가족에서 일로의 촉진을 강화할 수 있을 뿐만 아니라, 지역사회의 자원이 가족 및 일 자원의 영향을 강화 또는 약화시킬 수도 있음을 경험적으로 확인하였다. 특히, 지역사회의 자원인 가족친화적인 환경과 사회자본이 취업모의 일-가족 양립에 미치는 직·간접적인 영향을 실증적으로 보여줌으로써, 한국 정부의 가족친화적 지역사회 조성을 위한 노력을 뒷받침할 수 있는 자료를 제공하였다는 점에서 본 연구의 의의를 찾을 수 있다.

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.

Table 1.
Factor Analysis with Indicators of Community Resources (N=45)
Indicators Factor 1 Factor 2
Proportion of welfare budget in general accounts (%) - .80
Number of cultural facilities per 100,000 population .81
Number of childcare facilities per 1,000 children aged from 0 to 4 .80
Number of medical doctors per 1,000 population .65
Frequency of car accidents per 1,000 cars1 -.81

1 Indicator was transformed so that higher score means less car accidents per 1,000 cars.

Table 2.
Descriptive Statistics for all Variables
M SD Min Max
Individual observations per community 14.74 4.44 9 25
Individual-level variables (N=608)
 Family to work conflict 4.94 1.30 2 8
 Family to work facilitation 5.78 1.10 2 8
 Education (in years) 13.21 2.28 0 22
 Annual household income (10,000 KRW) 5,044 2,684 780 25,500
 Preschooler in the household .22 .41 0 1
 Job1: Professional, manager, clerical .40 .49 0 1
 Spousal support 3.79 .81 1 5
 Work satisfaction 31.99 5.58 15 50
Community-level variables (N=45)
 Proportion of welfare budget in general accounts (%) 39.04 13.19 14.70 59.30
 Number of cultural facilities per 100,000 population 3.20 1.61 1.13 9.64
 Number of childcare facilities per 1,000 children aged from 0 to 4 18.33 4.27 10.95 27.90
 Number of medical doctors per 1,000 population 2.39 .94 1.09 5.79
 Frequency of car accidents per 1,000 cars 10.77 2.37 4.45 16.27
 Frequency of participation in volunteering 1.24 .13 1.04 1.64

1 Reference: Service, sales, agriculture, manufacturing, laborer

Table 3.
Family to Work Conflict/Facilitation Regressed on Community Resources (N=608)
Fixed Effect Coefficient (S.E.)
Family → work conflict Family → work facilitation
Model for community means
 Intercept 4.96 (.07)*** 5.78 (.07)***
 Child care infrastructure -.10 (.05)* .09 (.03)*
 Safety -.05 (.05) -.01 (.04)
 Volunteering -1.18 (.54)* -.39 (.46)

* p <.05,

*** p <.001

Table 4.
Family to Work Conflict Regressed on Individual- and Community-level Variables
Coefficient (S.E.)
Model 1 Model 2 Model 3 Model 4
Fixed effects
Intercept 4.96 (.08)*** 4.96 (.08)*** 4.96 (.07)*** 4.96 (.07)***
Individual-level variables
 Education (in years) -.00 (.03) -.00 (.04)
 Annual household income (log) .14 (.12) .02 (.12)
 Preschooler in the household .67 (.16)*** .67 (.15)***
 Spousal support -.05 (.07) -.05 (.07)
 Work satisfaction -.03 (.01)* -.03 (.01)*
 Job: professional, manager, clerical1 -.31 (.11)** -.31 (.10)**
Community-level variables
 Family-friendly physical environment -.08 (.03)**
 Volunteering rate -1.39 (.52)**
Cross-level interaction2
 Work satisfaction × family-friendly environment -.01 (.01)*
Random effect
 Intercept .14*** .17*** .14*** .14***
 Level-1 error 1.56 1.25 1.25 1.25

1 Reference: service, sales, agriculture, manufacturing, laborer

2 Only the significant interaction term is presented at the table.

* p <.05,

** p <.01,

*** p <.001

Table 5.
Family to Work Facilitation Regressed on Individual- and Community-level Variables
Coefficient (S.E.)
Model 1 Model 2 Model 3
Fixed effects
Intercept 5.78 (.07)*** 5.78 (.07)*** 5.78 (.07)***
Individual-level variables
 Education (in years) -.06 (.02)* -.06 (.02)*
 Annual household income (log) .08 (.11) .08 (.11)
 Preschooler in the household -.10 (.09) -.10 (.09)
 Spousal support .11 (.12) .11 (.12)
 Work satisfaction .19 (.08)* .19 (.08)*
 Job: professional, manager, clerical1 -.01 (.01) -.01 (.01)
Community-level variables
 Family-friendly physical environment .05 (.03)
 Volunteering rate -.49 (.52)
Random effect
 Intercept .36*** .14*** .15***
 Level-1 error 1.03 .91 .91

1 Reference: service, sales, agriculture, manufacturing, laborer

* p <.05,

** p <.01,

*** p <.001

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