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Family and Environment Research > Volume 57(1); 2019 > Article
군인의 직업특성과 군인아내의 결혼만족도 및 양육스트레스의 관련성: 부정적 인식과 군인가족 자부심의 매개효과

Abstract

Based on the stress process model, this study examined the process of how military personnel’s occupational characteristics (i.e., long and unspecified work hours, frequent moving) is associated with their wives’ marital satisfaction and parenting stress. We focused on whether the wives’ perception toward the characteristics of military occupation and the wives’ military family pride mediated the association. An online survey was conducted with 323 women married to professional active-duty military husbands, had at least one preschool child, and lived with the husband and child. Using structural equation modeling, we found that the wives’ perception of military occupational characteristics and military family pride mediated the relationship between their husband’s work hours and the wives’ marital satisfaction and parenting stress. This serial multiple mediation indicated that the longer and more unspecified the husband’s work hours were, the more negative the wife’s perceptions were towards his military occupation, which led to lower marital satisfaction and higher parenting stress. The single mediation effect of negative perceptions was also significant. Frequent moving was indirectly related to the wives’ marital satisfaction and parenting stress through only the wives’ negative perceptions toward military occupational characteristics. This result indicates that military spouses who experienced frequent moves are likely to have more negative attitudes toward military occupation, which leads to lower marital satisfactions and higher parenting stress. This study contributes to the literature by identifying the underlying mechanisms between military occupational characteristics and military wives’ family life through the mediating roles of negative perceptions and military family pride.

연구의 필요성 및 선행연구 고찰

이 연구의 목적은 스트레스 과정 모델(Pearlin et al., 1981)을 기반으로 군인의 직업특성이 군인아내의 가족생활에 영향을 미치는 직접적, 간접적 경로를 살펴보는 것이다. 군인의 직업특성으로는 훈련이나 비상 등으로 인한 잦은 외박, 근무시간의 무한정성, 주기적인 근무지 이동, 사회문화적으로 고립된 지역(이하 격오지)에서의 근무, 직무수행 시 위험성, 해외파병 등이 대표적이다. 이러한 군인의 직업특성으로 인해 군인아내는 남편의 부재를 자주 경험하며, 남편을 대신해 상대적으로 가족 내에서 많은 역할을 수행해야 하는 경우가 많다. 특히 어린 자녀가 있는 군인아내의 경우 일반적 요인에 의한 양육부담 이외에 군인의 직업특성으로 인해 자녀양육에 대한 더 많은 어려움을 경험하거나(Joseph & Afifi, 2010), 결혼생활에서의 긴장 등 가족생활의 어려움을 경험할 가능성이 있다.
군인가족에 대한 연구는 해외의 경우 가족학 분야에서도 활발히 진행되어왔다. 군인의 직업특성은 군인 당사자뿐 아니라 그 가족에게도 일정한 헌신과 희생을 요구하며 가족생활에 영향을 미치기 때문에 가족 중 한 명이 군인으로 복무할 경우 온 가족이 복무하는 것과 다름없음을 강조하며 이들의 가족관계(Lowe et al., 2012), 군인가족생활교육의 개발 및 효과성 평가(Stanley et al., 2014), 군인가족에 부정적인 영향을 미치는 직업특성에 관한 연구 등이 이루어졌다. 반면 군인가족에 대한 국내연구는 군사회복지학, 간호학 등에서 주로 이루어졌으며 가족학적 관점에서의 군인가족 연구는 극히 제한적이다.
미국의 경우 해외에 주둔하는 기지가 많아 해외파병이 가족에게 미치는 영향에 관한 연구가 다수 진행되었다(Lester et al., 2016; Riggs & Riggs, 2011). Schumm, Bell & Tran (1994)의 연구에 의하면 미국 군인가족의 경우 파병, 전쟁의 위험 등이 가족생활에 영향을 미치는 주요 요인이었다. 그러나 군인의 직업 특성은 파병, 전쟁과 같은 특수한 상황에서만 영향을 미치는 것이 아니라 일상생활 속에서 지속적으로 나타난다. 특히 우리나라의 군인가족을 이해하기 위해서는 일상적인 직업특성에 주목할 필요가 있다. 우리나라의 군인가족에 대한 선행연구에서는 가족시간 부족, 잦은 훈련으로 인한 외박 등 일과 가정생활의 양립이 불가능한 직업특성(Chung & Jung, 2012), 빈번한 거주지 이동(Park, 1995) 등이 주된 스트레스 요인인 것으로 나타난 바 있다.
일상적으로 경험하게 되는 군인의 직업특성에는 근무시간 측면과 거주지 측면이 있다. 군인이라는 직업은 잦은 연장근무와 비상대기, 작전 등으로 인해 근무시간이 길며, 각종 훈련과 당직, 야간근무로 출·퇴근 시간을 예측할 수 없거나 외박을 해야 하는 경우가 빈번하다. 국방부에서 실시한 제3차 군인복지실태조사에 의하면 군인의 주당 초과근무시간은 8시간 이상이 가장 많았고, 당직근무 빈도는 한 달에 평균적으로 평일에 2.8회, 주말에 1.8회인 것으로 나타났다. 훈련 등 직업으로 인한 외박 빈도 역시 2010년도에 실시한 제2차 군인복지실태조사에 비해 증가한 것으로 나타났다(Ministry of National Defense, 2017). 이처럼 무정량적인 근무시간 특성은 군인이 배우자 및 자녀와의 가족생활에 참여하고자 할 때 장애요인이 될 수 있다. 실제로 군인복지실태조사에 의하면 가족과 함께 보내는 시간이 충분한지에 대한 만족도가 10점 만점에서 4.86점으로 보통 이하인 것으로 나타났다(Ministry of National Defense, 2017). 군인가족에 대한 선행연구에서는 길고 불규칙한 군인의 무정량적인 근무시간 특성으로 인해 군인아내의 양육부담이 증가하는 등 가족생활에 부정적인 영향을 미친다는 점을 논의해왔다(Cho & Kang, 2008; Chung & Jung 2012; Park, 1995; Sim & Jeong, 2015). 그러나 국내에서 군인의 근무시간 특성이 아내에게 미치는 영향을 계량적으로 살펴본 연구는 찾기 어렵다.
군인은 근무하는 부대가 주기적으로 바뀌는 순환근무제로 인해 거주지 이동이 빈번하다. 거주지 이동은 가족구성원의 생활환경과 친밀한 관계뿐 아니라 개인의 활동에 변화를 초래한다. 남편이 군인으로서 복무하는 동안 반복되는 거주지 이동은 군인아내의 가족생활에 부정적인 영향을 미칠 수 있다(McNulty, 2003). 군인아내는 새로운 거주지에 적응하는 과정에서 외로움과 사회적 고립감을 경험하기도 한다(Jervis, 2009; Manning & DeRouin, 1981). 특히 미취학 자녀를 양육하는 군인아내의 경우 잦은 거주지 이동으로 인해 자녀양육과 관련된 부담을 경험할 수 있으며, 군인아내는 자녀가 새로운 환경에서 잘 적응할 수 있도록 자녀를 돌봐야 하고(Bradshaw et al., 2010), 교육 및 보육 기관을 탐색하는 등 거주지 이동 이후 적응 과정에서 자녀양육과 관련된 부담을 경험할 가능성이 높다(Gillespie, 2015; Magdol, 2002). 뿐만 아니라 군인아내는 잦은 거주지 이동으로 원가족과 물리적으로 떨어져 생활하는 경우가 많아 친족으로부터 자녀 돌봄 지원을 기대하기 힘들며, 자녀양육을 오롯이 감당해야 하는 상황에 놓일 가능성이 높다(Kim & Park, 2009). 따라서 상대적으로 자녀양육에 관한 부담이 증가하는 미취학 자녀 양육시기의 군인아내는 잦은 거주지 이동으로 인해 더 높은 수준의 양육스트레스를 경험할 수 있다. 이처럼 근무시간, 거주지 이동과 관련된 직업특성은 군인남편이 지속적으로 반복된다는 점에서 일상적인 가족생활에 영향을 미치는 스트레스 요인으로 작용할 수 있다.
개인이나 가족을 둘러싸고 있는 환경적, 상황적 맥락을 고려하여 스트레스 요인이 개인에게 미치는 영향을 살펴보는 스트레스 과정 모델(stress process model)은 한 개인이 경험하게 되는 스트레스 과정을 ‘객관적 스트레스 요인’과 ‘주관적 스트레스 요인’으로 나누고, ‘심리적 자원’의 매개·조절 역할을 함께 살펴보는 이론이다(Pearlin, 1989). 이 이론에 따르면 객관적 스트레스 요인을 어떻게 이해하고 해석하는지와 같은 주관적 스트레스 요인이 스트레스의 ‘결과’에 중요한 영향을 미치며, 개인이 스트레스에 대처하기 위해 사용하는 내적인 자원인 심리적 자원 역시 스트레스가 결과에 영향을 미치는 과정에서 중요한 역할을 한다. 스트레스 과정 모델은 개인을 둘러싼 가족의 객관적인 상황이나 환경이 어떠한 확산과정을 거쳐 가족구성원의 내적, 심리적 현상에 영향을 미치는지 탐색할 수 있다는 장점이 있다(Pearlin et al., 1981).
스트레스 과정 모델에서는 스트레스 요인 또는 스트레스 상황 자체가 필연적으로 개인의 부적응을 발생시키는 것은 아니라고 본다. 군인과 그들의 가족생활에 관한 선행연구 결과를 살펴보면 군인의 특수한 직업 환경이 모든 군인아내에게 어려움을 야기하며 부정적인 결과만을 가져오는 것은 아님을 알 수 있다(Bergmann et al., 2014; Cho & Kang, 2008; Segal, 1986). 군인가족에 대한 실태조사에 의하면 군인의 독특한 직업특성에도 불구하고 군인아내들은 대체로 안정적인 가족생활을 유지하고 있는 것으로 나타났다(Karney & Crown, 2007; Ministry of National Defense, 2017; Yang, Choi, & Lee, 2011). 이처럼 군인의 직업특성이 군인아내의 가족생활에 미치는 영향이 일관되지 않다는 점은 스트레스 과정 모델의 관점에서 이해할 수 있다. 본 연구에서는 스트레스 과정 모델을 토대로, ‘객관적 스트레스 요인’으로는 군인의 직업특성(근무시간, 거주지 이동), ‘주관적 스트레스 요인’으로는 이러한 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식, ‘심리적 자원’으로는 군인가족 자부심, ‘결과’로는 결혼만족도와 양육스트레스를 사용하고자 한다. 앞서 설명한 군인의 직업특성(객관적 스트레스 요인)을 제외한 요인에 대해 설명하면 다음과 같다.
스트레스 과정 모델에 입각하여 군인의 직업특성이 군인아내의 가족생활에 미치는 영향을 총체적으로 이해하기 위해서는 직업특성에 대한 군인아내의 경험과 인식 등 주관적 스트레스 요인을 함께 살펴볼 필요가 있다. 근무시간과 거주지 이동과 관련된 군인의 직업특성으로부터 직접적인 영향을 받는 군인아내는 군인의 직업특성을 주관적으로 인식할 수 있다. 군인의 직업특성과 가족생활 간의 관련성에 관한 선행연구에서도 군인의 직업특성에 대한 가족구성원의 주관적 인식에 주목해왔으며(Adams et al., 2005; Pittman, 1994), 직업특성에 대한 아내의 주관적 인식은 결혼만족도 및 군인가족 생활만족도와 관련 있는 것으로 나타났다(Burrell et al., 2006). 군인가족에 관한 국내의 Cho와 Kang (2008)의 연구 역시 군인의 직업특성으로 인한 아내의 군인가족 스트레스가 결혼적응에 미치는 영향을 살펴보았으며 그 결과 군인아내가 군인의 직업특성을 부정적으로 인식할수록 아내의 결혼적응이 낮은 것으로 나타났다. 이러한 선행연구를 종합해 볼 때, 군인아내가 경험하는 남편의 근무시간, 거주지 이동과 같은 객관적인 요인은 직업특성에 대한 군인아내의 부정적 인식(negative perception)을 초래할 수 있으며, 부정적 인식은 직업특성과 가족생활 간의 관계를 매개하는 역할을 할 가능성이 있다.
가족자부심이란 가족체계 내 자원 중 하나로, 가족에 대해 자신감을 가지고 스스로 자랑으로 생각하는 마음을 의미한다(Lee et al., 2006). 따라서 본 연구에서 심리적 자원 요인에 해당하는 군인가족 자부심(military family pride)이란 군인가족 구성원이 군인가족임을 자랑스러워하는 마음이라고 정의할 수 있다. 군인가족 구성원들은 군인가족임을 긍정적으로 인식하고 자랑스러워 하는 경향이 있다고 알려져 있다. 예를 들어, 경기도에서 실시한 군인가족 실태조사(Yang et al., 2011)에서 대부분의 군인아내들은 남편이 군인이라는 사실을 자랑스럽게 인식하는 것으로 나타났다. 이러한 군인가족 자부심은 군인가족만의 고유한 가족체계의 내적자원으로 기능할 수 있으며(Bergmann et al., 2014), 군인의 무정량적인 근무시간과 잦은 거주지 이동, 군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식과 같은 스트레스 요인의 영향을 받아 감소함으로써 아내의 가족생활에 부정적인 영향을 미칠 가능성이 있다.
이상의 선행연구들을 토대로 본 연구에서는 스트레스 과정 모델을 기반으로 군인의 직업특성이 아내의 가족생활에 영향을 미치는 직접적, 간접적 과정을 규명하는 것을 목적으로 한다. 구체적으로는 군인의 직업특성인 근무시간 및 거주지 이동, 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식, 군인가족 자부심, 결혼만족도, 양육스트레스의 구조적 관계를 살펴보고자 한다. 이러한 연구는 군인의 직업특성이 아내의 가족생활에 영향을 미치는 메커니즘을 규명함으로써 군인가족 지원 방안을 모색하는데 있어 중요한 경험적 자료로 활용될 수 있을 것이다. 본 연구의 연구문제는 다음과 같다.
<연구 문제 1> 군인의 근무시간 및 거주지 이동 특성은 아내의 결혼만족도와 양육스트레스에 직접적인 영향을 미치는가?
<연구 문제 2> 군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식과 군인가족 자부심은 군인의 근무시간 및 거주지 이동 특성과 군인아내의 결혼만족도 및 양육스트레스의 관계를 매개하는가?
이상의 연구문제를 토대로 설정한 연구모형은 Figure 1와 같다.

연구방법

1. 연구참여자 및 연구절차

본 연구의 참여자는 (1) 남편이 직업군인이고, (2) 미취학 자녀가 한 명 이상 있으며, (3) 남편 및 미취학 자녀와 동거하는 기혼여성이다. 군인남편의 근무시간과 거주지 특성이 군인아내에게 미치는 영향을 살펴보기 위해서 남편과 부인이 동거하는 경우에 초점을 맞추었으며, 우리나라 군인가족의 경우 자녀가 취학한 이후에는 자녀교육을 위해 분거생활을 선택하는 경향이 증가하기 때문에 미취학 자녀시기로 한정하였다. 또한, 미취학 자녀를 양육할 때의 특성이 취학 자녀에 대한 양육과는 질적으로 다르기 때문에 본 연구에서는 미취학 자녀를 양육하며 동거하는 군인가족에 초점을 맞추었다.
본 연구에서는 구조화된 설문지를 사용한 온라인 조사를 통하여 자료를 수집하였다. 본조사 이전에 저자 2인 이외에 가족학 연구자 5인이 설문지의 전반적인 타당도와 로직, 온라인 설문 링크 등을 면밀하게 점검함으로써 설문지의 타당성을 확보하였다. 온라인 조사는 Google Docs를 이용하여 실시하였다. Googel Docs는 동일한 응답자가 중복응답하는 것을 방지하고, 응답하지 않으면 다음 문항으로 넘어가지 못하도록 설계할 수 있어서 결측치가 발생하지 않는다는 장점이 있다. 연구참여자 모집은 군인가족들이 주로 이용하는 인터넷 커뮤니티 및 소셜 네트워크 서비스에 게시한 모집 안내를 보고 자발적으로 실시한 참여자에게 연구자가 설문 URL을 발송하거나, 직접 인터넷 커뮤니티에 게시된 설문 URL을 통해 응답하는 방식으로 진행하였다. 본조사는 2017년 8월 1일부터 8월 31일까지 한 달에 걸쳐 수행되었으며 본 연구에서 최종 분석한 자료는 온라인 조사를 완료한 323명의 응답이다.
연구참여자인 군인아내의 일반적 특성은 Table 1과 같다. 평균 연령은 만 31.38세였으며, 교육수준은 4년제 대학졸업이 143명(44.3%)으로 가장 많았다. 결혼 지속년수는 5년 미만인 경우가 201명(62.2%)으로 가장 많았으며, 자녀수는 1명인 경우가 149명(46.1%)으로 가장 많았다. 연구참여자의 취업여부는 미취업 상태인 참여자가 260명(80.5%)이었고, 월평균 가구소득은 200-299만원이 154명(47.7%)으로 가장 많았다. 연구참여자의 거주지역은 중소도시에 거주하는 경우가 108명(33.4%)으로 가장 많았으며, 거주 유형은 군에서 제공하는 관사에 거주하는 경우가 가장 많은 320명(99.1%)이었다. 연구참여자의 군인남편의 소속은 육군이 290명(89.8%)으로 가장 많았으며, 군인남편 신분은 장교가 128(39.6%), 부사관 195명(60.4%)으로 부사관의 비율이 높았다. 마지막으로 군인남편의 계급은 중사가 121명(37.5%)으로 가장 많았다.

2. 측정도구

1) 군인의 직업특성

직업특성은 크게 근무시간 특성과 거주지 이동 특성으로 나누어 측정하였다. 첫째, 근무시간 특성은 하루 평균 근무시간, 주말근무 횟수, 근무시간 예측불가능성, 외박빈도의 네 가지 변수로 구성하였다. 하루 평균 근무시간은 ‘귀하의 군인남편은 주중(월-금) 하루 평균 몇 시간 근무하십니까?’라는 단일문항으로 측정하였다. 주말근무 횟수는 ‘귀하의 군인남편은 지난 한 달 동안 주말(토, 일) 및 공휴일에 며칠 근무하였습니까?’라는 단일문항으로 측정하였다. 외박빈도 역시 ‘귀하의 군인남편은 지난 한 달 동안 훈련, 당직, 비상대기 등을 이유로 집에 들어오지 않은 날이 며칠이었습니까?’라는 단일문항으로 측정하였으며, 응답자가 며칠인지 직접 입력하도록 하였다. 근무시간 예측불가능성은 ‘귀하의 군인남편의 출퇴근 시간은 얼마나 예측 가능합니까?’라는 단일문항을 이용하였고, 1점(전혀 예측가능하지 않다)부터 5점(매우 예측가능하다)까지로 측정하였다. 점수가 높을수록 근무시간이 더 예측 불가능한 것으로 해석할 수 있도록 역코딩하여 분석에 사용했다. 본 연구에서는 군인의 근무시간 특성을 나타내는 네 가지 측정변수를 활용하여 무정량적인 근무시간 특성을 나타내는 하나의 잠재변수를 만들어 구조방정식모형 분석에 활용하였다.
둘째, 거주지 이동 특성은 결혼 이후 연평균 이사 횟수, 현 거주지에서의 거주기간 두 개의 변수로 구성하였다. 결혼 이후 연평균 이사 횟수는 ‘귀하는 결혼 이후 이사를 몇 번 하셨습니까?’라는 단일문항에 대한 응답을 결혼 지속년수로 나누어 사용하였다. 현 거주지에서의 거주기간은 ‘귀하는 현재 거주지에 거주한지 얼마나 되셨습니까?’라는 단일문항에 응답자가 몇 개월인지 직접 입력하도록 하였다.

2) 군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식

군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식을 측정하기 위해 Chung (1995)가 개발한 군인가족 스트레스 척도를 수정한 총 12문항을 사용하였다. 이 척도는 원래 총 13개의 문항으로 구성되어 있으나, 본 연구에서는 군인가족의 계급화와 관련된 2문항이 중복되는 내용이라 판단하여 1개 문항을 제거하였다. 또한 원척도의 문항의 표현을 더 쉽고 명료하게 다듬는 방식으로 수정·보완하였다. 척도의 내용은 군인의 직업특성인 근무시간, 거주지 이동, 진급, 군인가족의 계급화 등에 대해 아내가 얼마나 불만이라고 보고하는지를 측정하는 것이다. 각 문항에 동의하는 정도를 5점 리커트 척도로 측정하였으며, 점수가 높을수록 군인의 직업특성에 대해 부정적으로 인식하고 있음을 의미한다. 본 연구에서 군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식을 측정하는 12개 문항의 Cronbach’s α값은 .83이었다.
구조방정식모형 분석을 위해 12개 문항에 대해 탐색적 요인 분석을 실시하여 얻은 각 문항의 요인부하량을 활용하는 itemto-construct balance 기법(Little et al., 2002)을 사용하여 4개의 문항꾸러미(item parcel) 변수를 생성하여 분석하였다. 문항꾸러미를 사용할 경우 개별문항을 측정변수로 사용하는 것보다 측정변수가 정규분포 곡선에 가까워지기 때문에 자연스럽게 비정규분포의 문제를 해결할 수 있으며, 제한된 표본의 수로 보다 안정적이고 정확한 모수추정이 가능하다(Kim, 2016; Lee & Kim, 2016). 이처럼 척도의 문항이 많을 경우 개별문항을 측정변수로 사용하는 방식보다 문항꾸러미를 사용하는 것이 통계적인 강점이 있기 때문에 구조방정식모형 분석에서 자주 사용된다.

3) 군인가족 자부심

군인가족 자부심을 측정하기 위해 Park (2013)이 사용한 군인가족 자부심 척도를 수정·보완하여 사용하였다. Park (2013)의 척도 중 ‘나는 남편의 직업에 만족한다’는 자부심과 관련되지 않은 내용이라고 판단하여 제외하였으며, 군인가족 자부심에 관한 선행연구(Bergmann et al., 2014)를 토대로 ‘나는 군인이 하는 일이 가치 있고 중요하다고 생각한다’의 1개 문항을 추가하여 총 4문항으로 구성하였다. 각 문항은 5점 리커트 척도로 측정하였으며, 점수가 높을수록 군인가족에 대한 자부심 수준이 높음을 의미한다. 구조방정식 모형 분석에서 잠재변수인 군인가족 자부심은 4문항의 측정변수로 구성되었으며, 척도의 내적 일관성을 나타내는 Cronbach’s α값은 .87이었다.

4) 결혼만족도

결혼만족도를 측정하기 위해 한국여성정책연구원의 여성가족 패널조사의 문항을 활용하되, ‘남편’을 ‘군인남편’으로 수정하여 사용하였다. ‘전체적으로 보아 군인남편과의 요즘 결혼생활에 대한 귀하의 느낌을 가장 잘 표현하고 있다고 생각하는 숫자에 응답해주십시오’의 단일문항으로 구성하였다. 응답은 ‘매우 불행하다’1점에서 ‘매우 행복하다’ 7점까지로 측정하여, 점수가 높을수록 결혼만족도가 높음을 의미한다.

5) 양육스트레스

양육스트레스는 국내에서 양육스트레스를 측정하는 대표적인 척도인 Kim과 Kang (1997)의 척도 중 취업모에게만 해당하는 문항을 제외한 18개 문항을 사용하였다. Kim과 Kang (1997)의 척도는 부모역할에 대한 부담감 및 디스트레스, 자녀양육으로 인한 일상적 스트레스, 타인양육에 대한 죄책감의 3개의 하위요인, 총 32문항으로 구성되는데 본 연구에서는 취업모에게만 해당하는 타인양육에 대한 죄책감 요인의 문항은 제외하였다. 또한, 자녀양육으로 인한 일상적 스트레스 요인 중 취업모에게만 해당되는 2개 문항(‘아이를 매일 다른 사람에게 맡기고 출근하기가 어렵다’, ‘아이가 태어난 이후 퇴근 후에 밀려 있는 집안일이 짜증스럽다’)은 제외하였다. 이상과 같은 문항을 삭제한 22개 문항에 대해 탐색적 요인분석 실시하였으며, 공통성이 .4 이하로 낮은 4문항을 제외한 18문항을 분석에 사용하였다. 이들 문항은 내용면에서도 양육스트레스라고 보기에는 무리가 있어 제외하는 것이 타당하다고 판단하였다. 각 문항은 5점 리커트 척도로 측정되었으며, 점수가 높을수록 양육스트레스가 높음을 의미한다. 본 연구에서 양육스트레스 18문항의 Cronbach’s α값은 .93으로 나타났다. 구조방정식모형 분석을 위해 18개 문항에 대해 탐색적 요인분석을 실시하여 얻은 각 문항의 요인부하량을 활용하여, 18개 문항을 4개의 문항꾸러미로 묶어 사용하였다.

3. 분석방법

본 연구는 군인의 직업특성과 미취학 자녀를 양육하는 군인아내의 결혼만족도 및 양육스트레스의 관계에서 군인아내의 부정적 인식과 군인가족 자부심의 매개효과를 검증하기 위하여 구조방정식모형(structural equation modeling) 분석을 실시하였다. 우선 잠재변수 간의 관계를 검증하고 각 잠재변수 구성의 타당성을 확인하기 위해 측정모형을 검증하였다. 확인적 모형의 모수추정은 최대우도법(maximum likelihood estimation)을 사용하였다. 측정모형 검증 이후 근무시간과 거주지 이동, 군인아내의 부정적 인식, 군인가족 자부심, 결혼만족도 및 양육스트레스 간의 구조적 관계를 검증하기 위해 구조모형을 검증하였다. 측정모형과 구조모형의 합치도를 평가하기 위해 χ²검증과 함께 상대적 합치도 지수인 TLI(Tucker-Lewis index), CFI(comparative fit index)와 절대적 합치도 지수인 RMSEA(root mean square error of approximation)를 검토하였다. 마지막으로 연구모형에서 매개효과가 통계적으로 유의한지 알아보기 위해서 95% 신뢰구간에 0이 포함되지 않았을 때 유의미하다고 판단하는 부트스트래핑 검증방법을 사용하였다.
한편 본 연구에서는 군인아내의 결혼 지속년수, 자녀수, 남편계급을 통제변수로 구조모형에 투입하였다. 선행연구에서 결혼 지속년수, 자녀수에 따라서 결혼만족도와 양육스트레스가 다르게 나타난다는 결과가 보고되었으며(Kim, Jang, & Kim, 2013; Lavee, Sharlin, & Katz, 1996; Park & Bae, 2011), 남편의 계급 역시 군인아내의 양육스트레스 및 결혼만족도에 영향을 미친다는 선행연구(Kim, 1999; Kim & Park, 2009)의 결과에 따른 것이다. 이상은 분석은 Mplus 프로그램을 사용하였다.

연구결과

1. 주요변수의 전반적 경향

군인의 근무시간 특성과 거주지 이동 특성, 군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식, 군인가족 자부심, 결혼만족도, 양육스트레스의 전반적인 경향은 Table 2와 같다.
군인의 근무시간 특성과 관련해서 군인아내가 보고한 남편의 하루 평균 근무시간은 11.66시간(SD =2.14)으로 나타났다. 전일제 정규직 임금근로자의 평소 1주 근무시간이 44시간임을 고려했을 때(Jung et al., 2017). 군인의 하루 평균 근무시간이 긴 편임을 알 수 있다. 군인남편의 주말근무 횟수는 평균 3.34일(SD =1.86)로, 주말에도 1/3 정도는 근무를 하였다. 군인아내가 지각한 남편의 근무시간 예측 불가능 정도는 평균 3.39점(SD =1.16)으로 중간보다 약간 높은 수준이었다. 군인남편의 월평균 외박 빈도는 평균 5.58회(SD =4.94)로 나타났다. 군인의 거주지 이동 특성과 관련해서 결혼 이후 연평균 이사 횟수(이하 이사 횟수)는 평균 .49(SD =.46)로 결혼기간동안 평균적으로 약 2년에 1회 거주지를 이동한 것으로 나타났다. 현재 거주지에서의 거주기간은 평균 24.39개월(SD =22.07)이었다.
군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식은 평균 3.87점(SD =.64)으로 응답점수의 범위가 1점에서 5점인 것을 고려했을 때, 직업특성에 대해 비교적 부정적으로 인식하는 것으로 나타났다. 군인가족 자부심은 평균 3.76점(SD =.79)으로, 응답점수의 범위가 1점에서 5점인 것을 고려했을 때, 중간보다 약간 높은 수준으로 나타났다. 결혼만족도의 경우 평균 4.64점(SD =1.34)으로 중간값 4점보다 약간 높게 나타났다. 양육스트레스는 평균 3.27점(SD =.70)으로 중간값 2.5점보다 높게 나타났다. 본 연구와 동일한 척도를 사용하여 미취학 자녀를 양육하는 취업모의 양육스트레스 수준을 측정한 연구(Park, 2015)에서는 양육스트레스의 평균이 2.86점으로 나타났다. 또한 영아기 자녀를 둔 비취업모와 취업모의 양육스트레스 수준을 측정한 연구(Sohn, 2012)에서는 취업모의 양육스트레스가 평균 2.66점, 비취업모의 양육스트레스가 평균 2.77점으로 나타났다. 이러한 선행연구와 비교했을 때, 미취학 자녀를 양육하는 군인아내의 양육스트레스는 미취학 자녀를 양육하는 일반 기혼여성보다 비교적 높은 수준임을 알 수 있다.
측정변수들 간의 상관분석을 실시한 결과는 Table 3에 제시하였다. 구조방정식모형 분석에서 문항꾸러미를 측정변수로 사용한 문항은 문항꾸러미를 사용하여 상관분석을 실시하였다.

2. 군인의 직업특성, 아내의 부정적 인식, 군인가족 자부심, 결혼만족도, 양육스트레스의 구조적 관계

구조방정식모형 분석을 위해 측정모형 검증을 실시한 결과는 Figure 2와 같다. 측정모형의 합치도를 살펴보면 χ²(139)=214.435 (p <.001), TLI=.967, CFI=.973, RMSEA=.041이었으며, 개별측정변수의 요인부하량이 모두 0.4 이상으로 나타났다. 따라서 각 측정변수들이 잠재변수를 잘 구인하고 있는 것으로 판단되며, 본 연구에서 18개의 측정변수로 5개의 잠재변수를 설명하는 것이 타당하다고 볼 수 있다.
초기 모형을 설정하여 나온 분석결과에서 오차분산이 음수로 나오는 경우가 있었는데, 이는 헤이우드(Heywood case)에 해당한다(Kolenikov & Bollen, 2012). 본 연구에서는 이사 횟수의 측정오차가 음수로 나타났는데 이는 측정변수의 측정오차가 0보다 작다는 의미로, 이러한 현상은 잠재변수를 구성하는 측정변수가 2개인 경우 발생할 가능성이 높다고 알려져 있다. 따라서 측정변수를 그대로 사용하기 위해서는 오차분산 값을 매우 작은 값인 .005 등으로 고정해야 한다(Kim, 2010). 본 연구에서도 이사 횟수의 오차항의 분산값을 .005로 고정한 후 분석을 실시하였다.
측정모형 분석에 이어 구조모형을 분석한 결과는 다음과 같다. 본 연구에서 설정한 구조모형의 합치도는 χ²(185)=372.073 (p <.001), TLI=.923, CFI=.937, RMSEA=.056으로 모두 좋은 합치도를 보였다. 이는 본 연구의 구조모형이 자료를 잘 반영하고 있는 것을 의미한다. 군인가족 자부심이 아내의 부정적 인식에 영향을 미치는 본 연구와는 반대방향으로 화살표를 설정한 경쟁모형의 적합도 역시 최종모형의 적합도와 동일하였다. 그러나 실질적인 이론 없이 동치모형을 찾는 것은 의미가 없으며(Kim, 2016), 연구모형의 타당성을 확보하기 위해서는 모형의 적합도와 함께 이론적 타당성을 검증해야하기 때문에(Lee, 2010), 본 연구에서는 Pearlin et al. (1981)의 스트레스 과정 모델에서 주관적 스트레스 요인이 심리적 자원에 영향을 미친다고 가정하는 점에 근거하여 본 연구모형을 선택하였다.
스트레스 과정 모델에 기초한 기존 연구모형(full model)과 유의미하지 않은 경로 6개를 삭제한 간명한 모형(reduced model)을 비교한 결과 Δχ²가 8.819로 Δdf 가 6인 경우의 임계치 12.59 보다 작아서 두 모형의 차이는 유의미하지 않았다. 이상의 결과를 토대로 간명한 모델을 최종 모형으로 선택하였다.
최종 모형의 분석결과는 Figure 3에 제시하였다. 군인의 근무시간 특성은 아내의 부정적 인식에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.502, p<.001). 이는 군인의 근무시간이 무정량적인 경우 군인의 직업특성에 대해 아내가 더욱 부정적으로 인식함을 의미한다. 반면 근무시간 특성은 군인아내의 결혼만족도, 양육스트레스에 직접적인 영향을 미치지 않았다.
거주지 이동 특성은 군인아내의 부정적 인식에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.132, p <.05). 이는 거주지 이동이 빈번한 경우 군인의 직업특성에 대해 아내가 더욱 부정적으로 인식함을 의미한다. 반면 거주지 이동 특성은 군인아내의 결혼만족도, 양육스트레스에 직접적인 영향을 미치지 않았다.
군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식은 군인가족 자부심(β=-.220, p <.001), 결혼만족도(β=-.339, p <.001), 양육스트레스(β=.428, p <.001)에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 군인의 직업특성에 대한 아내의 인식이 부정적인 경우 군인가족 자부심과 결혼만족도는 낮았고, 양육스트레스는 높았음을 의미한다.
군인가족 자부심은 군인아내의 결혼만족도(β=.426, p <.001)와 양육스트레스(β=-.147, p <.01)에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 군인가족 자부심이 높은 경우 아내의 결혼만족도는 높았고, 양육스트레스는 낮았다.
군인의 직업특성(근무시간 특성, 거주지 이동 특성)이 아내의 부정적 인식과 군인가족 자부심을 거쳐 가족생활(결혼만족도 및 양육스트레스)에 영향을 미치는 구조적 관계에서 간접효과의 통계적 유의성을 검증한 결과는 Table 4와 같다. 최종 모형에 포함된 경로만 분석했으며, 각 경로의 간접효과는 원자료에서 무선할당으로 10,000개의 표본을 만들어 95% 신뢰구간에서 간접효과의 유의수준을 검증하는 방식으로 부트스트래핑 방법을 사용하였다.
첫째, 근무시간 특성에서 출발하여 결혼만족도, 양육스트레스로 가는 경로에서 부정적 인식과 군인가족 자부심의 매개효과를 검증한 결과는 다음과 같다. 먼저 결혼만족도가 결과변수인 경우, 근무시간 특성이 아내의 부정적 인식과 군인가족 자부심을 연속으로 거쳐 결혼만족도로 이어지는 간접효과(β=-.047, 95% CI [-.079, -.014])는 유의미하였다. 근무시간 특성이 군인아내의 부정적 인식이라는 하나의 매개변수만을 통해 결혼만족도로 이어지는 간접효과(β=-.170, 95% CI [-.250, -.091])도 유의미한 것으로 나타났다.
다음으로 양육스트레스가 결과변수인 경우, 근무시간 특성이 아내의 부정적 인식과 군인가족 자부심을 연속으로 거쳐 양육스트레스로 이어지는 간접효과(β=.016, 95% CI [.001, .032])는 유의미한 것으로 나타났다. 이어서 근무시간 특성이 군인아내의 부정적 인식을 통해 양육스트레스로 이어지는, 군인가족 자부심을 거치지 않은 간접효과(β=.215, 95% CI [.123, .307])도 유의미하였다.
둘째, 거주지 이동 특성에서 출발하여 결혼만족도, 양육스트레스로 가는 경로에서 부정적 인식과 군인가족 자부심의 매개효과를 검증한 결과는 다음과 같다. 먼저 결과변수가 결혼만족도인 경우, 거주지 이동 특성이 부정적 인식과 군인가족 자부심이라는 일련의 매개변수를 통해서 결혼만족도로 이어지는 간접효과(β=-.012, 95% CI [-.027, .002])는 통계적으로 유의미하지 않았다. 반면 거주지 이동이 군인아내의 부정적 인식이라는 하나의 매개변수만을 통해 결혼만족도로 이어지는 간접효과(β=-.045, 95% CI [-.085, -.005])는 유의미한 것으로 나타났다.
마지막으로 양육스트레스가 결과변수인 경우, 거주지 이동이 부정적 인식과 군인가족 자부심을 연속으로 거쳐서 양육스트레스에 영향을 미치는 간접효과(β=.004, 95% CI [-.002, .010])는 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 그러나 거주지 이동 특성이 군인아내의 부정적 인식이라는 하나의 매개변수만을 통해 양육스트레스로 이어지는 간접효과(β=.057, 95% CI [.008, .106])는 유의미한 것으로 나타났다.

결론 및 논의

이 연구에서는 스트레스 과정 모델(Pearlin et al., 1981)을 기반으로, 군인의 직업특성이 미취학 자녀를 양육하는 군인아내의 결혼만족도 및 양육스트레스에 직접적, 간접적 영향을 미치는지 검증하였다. 간접적 영향을 살펴보기 위하여 군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식, 군인가족 자부심이라는 두 개의 매개변수를 사용하였다. 직업군인인 남편 및 미취학 자녀와 동거하는 군인아내를 323명의 자료를 사용하여 구조방정식모형 분석을 실시한 주요결과와 논의는 다음과 같다.
첫째, 근무시간 특성과 거주지 이동 특성은 군인아내의 결혼만족도 및 양육스트레스와 직접적으로는 관련이 없었다. 즉, 무정량적인 근무시간과 잦은 거주지 이동은 군인아내의 결혼만족도 및 양육스트레스에 직접 영향을 미치지는 않았다. 이러한 연구결과는 직업과 관련된 객관적 지표(객관적 스트레스 요인)가 가족생활에 직접적으로 영향을 미치지는 않는다는 선행연구 결과(Brett, 1982; Crouter et al., 2001; Hughes, Galinsky, & Morris, 1992; Pittman, 1994)와 유사한 맥락에 있다.
둘째, 군인의 근무시간 특성이 부정적 인식과 군인가족 자부심을 연속으로 거쳐 ‘결혼만족도’에 영향을 미치는 이중 매개효과가 유의하였다. 군인의 근무시간 특성이 아내의 부정적 인식으로 이어지고, 부정적 인식이 군인가족 자부심을 감소시키는 주관적 스트레스 요인으로 작용함을 의미한다. 군인가족 자부심은 군인아내의 부정적 인식과 결혼만족도 간의 관계를 매개하는 가족 자원으로 기능함을 알 수 있다. 한편, 군인의 근무시간 특성이 아내의 부정적 인식이라는 한 개의 매개변수만을 거쳐서 결혼만족도로 이어지는 개별 매개효과도 유의하였다. 군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식은 군인가족 자부심을 거치지 않고 단독으로도 근무시간 특성과 결혼만족도의 관계를 매개하는 중요한 역할을 하는 것으로 나타났다.
셋째, 군인의 근무시간 특성은 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식과 군인가족 자부심이라는 두 가지 매개변수를 연속으로 거쳐 ‘양육스트레스’에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 군인의 무정량적인 근무시간으로 인해 군인아내가 자녀양육의 주된 책임을 홀로 감당해야 한다고 주장한 기존 선행연구의 논의를 뒷받침하는 결과라 할 수 있다(Chung & Jung, 2012; Yang et al., 2011; Yoo, Lee, & Kim, 2016). 특히 상대적으로 취학자녀에 비해 돌봄이 더 많이 필요한 미취학 자녀가 있는 경우 군인아내는 자녀양육과 관련된 역할 분담을 제한하는 무정량적인 근무시간과 같은 군인의 직업특성을 부정적으로 인식함으로써 낮은 군인가족 자부심과, 높은 양육스트레스를 경험하는 것으로 보인다. 한편 매개변수가 부정적 인식 한 가지인 경우의 매개효과도 유의미하였다. 결혼만족도가 스트레스의 결과인 경로에서와 마찬가지로 부정적 인식은 군인가족 자부심을 통해서 부정적인 결과로 이어지기도 하고, 직접 양육스트레스로 이어지기도 하는 등 군인의 직업특성이 아내의 가족생활에 영향을 미치는 메커니즘을 이해할 때 중요한 요인임을 알 수 있다.
넷째, 군인의 거주지 이동 특성이 아내의 ‘결혼만족도’로 이어지는 간접적인 경로에서 아내의 부정적 인식의 매개효과가 유의하였다. 이사 횟수가 군인아내의 결혼만족도에 부정적인 영향을 미친다고 보고한 선행연구의 결과(Cho & Kang, 2008)와 유사한 맥락에서 이해 할 수 있다. 군인아내의 다양한 적응을 요구하는 거주지 이동은 군인의 직업특성에 대한 아내의 부정적 인식을 초래하고, 반복적으로 거주지를 이동해야만 하는 군인이라는 직업을 가진 남편과의 결혼생활에 부정적인 영향을 미치는 스트레스 요인으로 기능하는 것으로 보인다.
다섯째, 군인의 거주지 이동 특성이 아내의 ‘양육스트레스’에 미치는 간접적인 경로에서도 아내의 부정적 인식의 매개효과가 유의하였다. 이는 거주지 이동이 아내의 양육부담을 가중시킨다고 논의한 선행연구와 유사한 맥락에서 이해할 수 있다(Kim & Park, 2009; Yoo et al., 2016). 특히 군인남편의 부대이동을 따라 연고가 없는 곳으로 거주지를 이동하는 미취학 자녀를 양육하는 군인아내에게 이사는 자녀양육에 대한 도움을 받을 수 있는 사회적 지원의 제한을 의미한다. 따라서 거주지 이동을 반복하면서 남편의 직업특성에 대해 부정적으로 인식하게 되고 그 결과 양육스트레스를 경험하는 것으로 보인다.
이상의 연구결과를 토대로 실천적 제언을 제시하면 다음과 같다. 먼저 군인의 객관적인 직업특성이 군인아내의 가족생활에 직접적으로 영향을 미치는 것이 아니라 아내의 부정적 인식 또는 군인가족 자부심을 통해 간접적으로 영향을 미치는 결과에 주목할 필요가 있다. 특히 아내의 부정적 인식은 객관적인 군인의 직업특성과 아내의 결혼만족도 및 양육스트레스 간의 관계를 매개하는 중요한 매개변인임을 고려할 때, 군인의 특수한 직업특성으로 인해 아내가 경험하는 부정적인 감정이나 인식을 건강하게 관리할 수 있도록 지원할 필요가 있다. 건강가정지원센터를 통해 2008년부터 ‘군인가족 행복지원사업’이 운영되고 있으나, 가족지원 프로그램의 내용이 일반 가족을 대상으로 제공되는 것과 차이가 없다는 한계가 있다. 따라서 군인가족의 특수한 여건을 고려하여 가족생활의 질을 향상시킬 수 있는 특화된 프로그램을 개발하여 제공함으로써 군인의 직업특성에 대한 군인아내의 부정적 인식을 해소하고, 가족생활의 질을 향상시키려는 노력이 필요하다.
군인아내의 가족생활 불만족은 개인과 가족의 문제에 그치는 것이 아니라 군인남편의 업무수행과, 복무의지와 같은 군 생활 지속성 결정에 부정적인 영향을 미친다고 한다(Martin, 1984). 군인이 자신의 일을 수행함에 있어 가족의 안정과 지원은 매우 중요한 역할을 한다. 따라서 군인아내에 대한 심리정서적 지원뿐만 아니라 점차적으로 일과 가정생활의 양립이 가능한 가족친화적인 군 조직문화를 조성할 필요가 있다. 일반 기업에서 실시하고 있는 탄력근무제도, 재택근무와 같은 가족친화적인 근무환경을 그대로 군 조직에 적용시키기는 어려울 것이다. 그러나 훈련, 비상대기등과 같이 특수한 상황이 아닌 평상시에는 가능한 범위 내에서 불필요한 장시간 근로문화를 개선하여 가족과의 시간을 보장함으로써 이들의 일-가족 균형을 위한 노력이 필요며 무엇보다 군의 문화에 결정적인 영향을 미치는 부대 지휘관들이 가족친화적인 마인드를 가지고 가족친화적인 조직문화를 육성할 수 있도록 지원하는 교육이 필요하다.
마지막으로 군인의 무정량적인 근무시간으로 인해 자녀양육의 많은 부분을 담당하게 되는 군인아내의 양육부담을 경감할 수 있는 지원이 필요하다. 본 연구결과에 따르면 군인의 무정량적인 근무시간은 군인아내의 부정적 인식과 군인가족 자부심을 통해 양육스트레스에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 국방부는 건강가정지원센터를 통해 군관사 공동육아나눔터를 운영하고 있다. 이러한 군관사 공동육아나눔터는 단순히 양육에 대한 부담을 감소시키는 것뿐만 아니라 군이라는 특수한 환경 속에서 자녀를 양육하는 것에 대한 어려움과 경험을 공유함으로써 군인아내의 지지적인 사회관계망을 형성하는 장이 될 수 있다. 그러나 군관사 공동육아나눔터가 설치·운영되기 시작한지 10년이 지났음에도 불구하고 군관사 공동육나눔터의 성과가 실증적으로 밝혀지지 않았으며, 설치 이후 어떻게 운영되고 있는지 등에 대한 정보가 부재하다는 한계가 있다. 따라서 군관사 공동육아나눔터의 운영 실태를 파악하고 실제로 군인가족들이 공동육아나눔터를 어떻게 이용하고 있는지, 만족도는 어떠한지, 앞으로 어떠한 방향으로 나아가야 하는지 등을 살펴볼 필요가 있다.
본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다.
첫째, 편의표집을 통해 수집된 횡단자료를 사용했다는 한계가 있다. 연구참여자 남편의 소속 및 신분의 비율은 모집단과 비슷하지만, 이 연구에 참여한 군인아내들이 대부분 인터넷 커뮤니티 또는 소셜네트워크를 통해 자발적으로 연구에 참여했다는 점에서 모집단과 다른 특성을 가진 사람들일 가능성도 있다. 따라서 연구결과에 대한 정확한 해석과 일반화를 위해서는 전체 군인아내를 대표할 수 있는 대표성 있는 표본이 필요하다. 또한 본 연구는 특정시점에서의 횡단자료를 활용했기 때문에 변수들 간의 인과관계가 명확하게 드러나지 않는 한계가 있다. 따라서 후속 연구에서는 종단자료를 활용함으로써 변수들 사이의 인과관계를 검증할 필요가 있다.
둘째, 군인의 직업특성과 아내의 가족생활의 관계에서 군인가족 자부심의 조절효과를 살펴보지 못했다는 한계가 있다. 본 연구에서는 객관적 스트레스 요인인 군인의 직업특성과 주관적 스트레스 요인인 직업특성에 대한 군인아내의 부정적 인식이 가족생활에 미치는 영향은 군인가족 자부심에 의해 매개됨으로 밝혔다. 그러나 스트레스 과정 모델에 따르면 군인의 직업특성과 아내의 결혼만족도 및 양육스트레스의 관계를 군인가족 자부심이 조절할 수도 있으므로, 조절효과를 살펴보는 연구도 중요한 의미를 가질 것이다.
셋째, 군인의 직업특성이 군인아내의 가족생활에 미치는 영향을 살펴보는데 있어서 집단 간 차이를 검증하지 않았다는 한계가 있다. 본 연구는 군인아내의 결혼만족도와 양육스트레스에 관한 선행연구가 부족한 상태에서 이루어졌기 때문에 군인아내라는 전체 집단에 관심을 두었다. 그러나 군인아내의 스트레스 수준이 남편의 신분과 거주지역에 따라서 다르게 나타난다는 선행연구(Cho & Kang, 2008)가 있다. 후속연구에서는 신분, 거주지역 별 차이를 살펴보는 다집단 분석을 실시하여 본 연구에서 설정한 모형의 구조적 관계가 군인남편의 신분과 거주지역에 따라 차이가 있는지 살펴볼 필요가 있을 것이다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구의 의의는 다음과 같다. 우선, 스트레스 과정 모델을 적용하여, 군인아내의 부정적 인식과 군인가족 자부심을 통해 무정량적인 근무시간과 잦은 거주지 이동이 군인아내의 가족생활에 영향을 미치는 메커니즘을 확인했다. 본 연구의 결과는 군인아내에 대한 이해를 넓히고 군인가족 지원 방안의 초점을 파악하는데 도움이 된다는 점에서 의의가 있다.

Declaration of Conflicting Interests

The authors declare no conflict of interest with respect to their authorship or the publication of this article.

Figure 1.
Conceptual model.
fer-57-1-27f1.jpg
Figure 2.
Standardized coefficients of the measurement model (N=323)
*p<.05, **p<.01, ***p<.001.
fer-57-1-27f2.jpg
Figure 3.
Standardized path coefficients of the final structural model (N=323).
Note. Controlling for years of marriage, number of children, and husband’s rank not shown.
*p<.05, **p<.01, ***p<.001.
fer-57-1-27f3.jpg
Table 1.
Participants’ Characteristics (N=323)
Variables n (%) Variables n (%)
Age (M=31.38) Region
 20-29 92 (28.7)  Metropolitan cities 21 (6.5)
 30-39 222 (69.4)  Medium and small cities 108 (33.4)
 40 or older 6 (1.9)  Rural 194 (60.1)
Education Type of residency
 High school or less 55 (17.0)  Military housing 320 (99.1)
 College (2-3 years) 110 (34.1)  Others 3 (.9)
 University (4 years) 143 (44.3) Branch of military
 Graduate school 15 (4.6)  Army 290 (89.8)
Years of marriage (M=5.25)  Navy 16 (5.0)
 Less than 5 years 201 (62.2)  Air Force 15 (4.6)
 5-10 years 79 (24.5)  Marine corps 2 (.6)
 10 years or longer 43 (13.3) Branch of military
Number of children (M=1.71)  Commissioned officer 128 (39.6)
 1 149 (46.1)  Non-commissioned officer 195 (60.4)
 2 127 (39.3) Husband’s rank
 3 or more 47 (14.5)  Staff sergeant 6 (1.9)
Employment  Sergeant first class 121 (37.5)
 Unemployed 260 (80.5)  Master sergeant 60 (18.6)
 Employed 63 (19.5)  Sergeant major 3 (.9)
Household income (unit 10,000 won)  Warrant officer 5 (1.5)
 100-199 35 (10.8)  2nd lieutenant 3 (.9)
 200-299 154 (47.7)  1st lieutenant 2 (.6)
 300-399 78 (24.1)  Captain 76 (23.5)
 400-499 35 (10.8)  Major 44 (13.6)
 500 or more 16 (4.9)  Over lieutenant colonel 3 (.9)
Table 2.
Descriptive Statistics of Study Variables (N=323)
Variables Range M SD Min - Max
Characteristics of work hours (during recent 30 days)
 Work hours (per day) - 11.66 2.14 8-24
 Number of weekend days worked - 3.34 1.86 0-10
 Unpredictable work hours 1-5 3.39 1.16 1-5
 Stay-out overnight (per month) (due to training, night duty or emergency stand-by) - 5.58 4.94 0-30
Characteristics of residential mobility
 Number of residential moving (per year) - 0.49 .46 0-3
 Duration of current residence (unit: month) - 24.39 22.07 0-131
Negative perceptions toward occupational characteristics 1-5 3.87 .64 1.58-5
Military family pride 1-5 3.76 .79 1-5
Marital satisfaction 1-7 4.64 1.34 1-7
Parenting stress 1-5 3.27 .70 1.17-5
Table 3.
Intercorrelations Among Measured Variables (N=323)
Variables 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19
1. Work hours 1.00
2. Weekend work .336*** 1.00
3. Unpredictable work hours .126* .100 1.00
4. Stay out overnight .376*** .492*** .115* 1.00
5. # of residential moving .020 .000 .077 .008 1.00
6. Duration of current residence .058 .086 .014 -.004 -.047 1.00
7. Negative perceptions 1 .091 .078 .282*** .074 .066 -.016 1.00
8. Negative perceptions 2 .141* .081 .342*** .133* .027 .177** .587*** 1.00
9. Negative perceptions 3 .123* .051 .325*** .065 .067 .100 .648*** .701*** 1.00
10. Negative perceptions 4 .139* .165** .278*** .082 -.006 .045 .676*** .605*** .613*** 1.00
11. Military family pride 1 -.059 -.007 -.073 .021 .000 .012 -.195*** -.135* -.079 -.221*** 1.00
12. Military family pride 2 -.088 .012 .054 .020 -.088 -.004 -.104 -.034 -.048 -.137* .621*** 1.00
13. Military family pride 3 -.064 -.028 .008 -.050 -.075 .006 -.151** -.187** -.146** -.205*** .665*** .722*** 1.00
14. Military family pride 4 -.042 -.045 -.022 -.055 -.058 -.017 -.176** -.153** -.117* -.207*** .582*** .561*** .613*** 1.00
15. Parenting stress 1 .047 .099 .084 .102 .005 .039 .375*** .319*** .350*** .387*** -.237*** -.153** -.188** -.148** 1.00
16. Parenting stress 2 .022 .103 .070 .100 -.045 .031 .289*** .253*** .311*** .299*** -.179** -.128* -.158** -.097 .750*** 1.00
17. Parenting stress 3 .038 .095 .088 .067 -.043 .051 .343*** .274*** .346*** .367*** -.235*** -.169** -.206*** -.159** .778*** .791*** 1.00
18. Parenting stress 4 .031 .092 .079 .105 -.004 .066 .347*** .279*** .340*** .383*** -.179** -.196*** -.197*** -.098 .745*** .727*** .745*** 1.00
19. Marital satisfaction -.074 -.044 -.145** -.115* .024 -.016 -.349*** -.359*** -.319*** -.358*** .402*** .395*** .443*** .361*** -.432*** -.306*** -.398*** -.385*** 1.00

* p<.05,

** p<.01,

*** p<.001.

Table 4.
Standardized Bootstrap Estimates and 95% Confidence Intervals for Indirect Effects
Effect β SE 95% CI
CIlower CIupper
Effects from work hours to marital satisfaction
 Work hours → negative perceptions → pride → marital satisfaction -.047 .017 -.079 -.014
 Work hours → negative perceptions → marital satisfaction -.170 .041 -.250 -.091
Effects from work hours to parenting stress
 Work hours → negative perceptions → pride → parenting stress .016 .008 .001 .032
 Work hours → negative perceptions → parenting stress .215 .047 .123 .307
Effects from residential mobility to marital satisfaction
 Residential mobility → negative perceptions → pride → marital satisfaction -.012 .007 -.027 .002
 Residential mobility → negative perceptions → marital satisfaction -.045 .020 -.085 -.005
Effects from residential mobility to parenting stress
 Residential mobility → negative perceptions → pride → parenting stress .004 .003 -.002 .010
 Residential mobility → negative perceptions → parenting stress .057 .025 .008 .106

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