한국의 성별 가사노동시간 배분 양상 변화에 대한 실증분석: 2007, 2016년 맞벌이 부부를 대상으로

A Study of Changes in the Allocation of Housework Hours by Gender in Korea: Evidence from Dual-Earner Couples for 2007 and 2016

Abstract

In Korea, the increasing female labor market participation and the asymmetric distribution of housework hours by gender mixed across. In this paradoxical situation, securing the effectiveness of the work-family reconciliation policy is potentially important. Against this background, this study investigates the changing patterns of allocation of housework hours by gender. Also, we examined in depth how factors that influenced the labor market participation of dual-earner couples also affected these changes. To improve the asymmetrical pattern of housework hours of dual-earner couples, it is necessary to increase husbands’ housework hours, the results of this study indicate that an increase in the wife’s earned income is likely to lead to more hours of housework for the husband.

keyword
Housework HoursDual-Earner CouplesDifferences by GenderEarned IncomeWorking Hours

초록

한국은 여성의 경제활동 참가 증가와 성별 가사노동시간의 비대칭적 배분 양상이 혼재되어 있다. 이러한 상황에서 일, 가정 양립 정책의 실효성을 확보하기 위한 노력은 더욱 중요한 의미를 띠고 있다 할 것이다. 본 연구는 한국의 성별 가사노동시간 배분에 대한 변화 양상을 살펴보고 맞벌이 부부의 노동시장 참여 요인 중심으로 이러한 변화에 영향을 미치는 요인을 살펴보고 있다. 맞벌이 부부의 성별 가사노동시간의 비대칭적 양상을 개선시키기 위해서 남편의 가사노동시간이 증가할 필요가 있는 바, 본 연구의 분석결과는 상대적 자원이론과 경제 의존성 모형의 논의와 유사하게, 부인의 근로소득 수준 향상이 남편의 가사노동시간 증가를 견인할 개연성이 높음을 시사하고 있다.

주요 용어
가사노동시간맞벌이 부부성별 차이근로소득근로시간

Ⅰ. 서론

성 역할에 대한 사회적 인식의 변화와 더불어 관련 제도 및 정책이 시행됨에 따라 여성의 경제활동 참여가 지속 증가하고 있다. 일 가정 양립 지원제도의 일환으로 2007년 개정된 「남녀고용평등과 일・가정 양립 지원에 관한 법률」은 증가하는 여성 경제활동 참가 양상과 같은 사회적 변화와 밀접한 연관성이 있는 사례로서 이해되고 있다. 보다 구체적으로 본 법률은 육아기 근로시간 단축, 성별 무관 배우자 출산 휴가 도입 등 보다 실효성 있게 여성 인력을 활용하고 일 가정 양립을 실현하고자 하는 의도를 담고 있다. 이와 유사한 맥락에서 일 가정 양립이 효과적으로 이루어지기 위해서는 여성의 경제활동 참여가 지속 증가하고 있는 상황 속에서 심각하게 비대칭적 양상을 띠고 있는 성별 가사노동시간의 차이가 보다 완화될 필요가 있다. 가사노동시간의 배분적 양상은 일-가정 양립(Work-Family Balance; Work-Family Reconciliation)의 효과성을 평가하는 주된 지표 중 하나로서 활용되고 있다는 점에서 의의가 있기 때문이다. 한국의 성별 가사노동시간 배분에 대한 비대칭적 양상은, 가사노동 배분이 특히 유교문화를 계승하고 있는 한국의 경우 전통적인 성 역할(gender role)에 근거하고 있는 경향이 두드러지는 경향에 기인하고 있다. 보다 구체적으로, 남성은 유급 근로를 바탕으로 집안의 생계를 책임지는 가장(breadwinner) 역할을, 여성은 가사 내 노동을 전담한다는 분명한 성 역할 구분과 관련된 인식은 이러한 성별 가사노동시간 격차를 야기한 주된 요인으로 이해되고 있다(김수정, 김은지, 2007; 안미영, 2016).

새창으로 보기
그림 1.

성별 차수 간 주요 예측변수의 변화 양상

hswr-40-2-446-f001.tif

주: 남편의 가사노동시간은 감소한 것으로 나타나고 있으며, 근로소득과 근로시간은 증가한 것으로 도출되었음. 부인 역시 가사노동시간은 감소, 근로소득과 근로시간은 증가한 것으로 나타나고 있음.

자료: 구축된 자료를 바탕으로 저자 작성

보다 구체적으로, 한국의 성별 가사노동시간의 배분 양상에 대하여 살펴보면 다음과 같다. 상기 언급한 성 역할 인식 등의 여러 요인에 기인하여 한국의 성별 가사노동시간 배분은 비대칭적인 분포를 보이고 있다(표 1). 통계청(2019)에서 확인할 수 있는 바와 같이, 2014년 기준 우리나라의 여성과 남성 간 가사노동시간 차이는 하루 평균 166분으로, 비록 2009년의 182분에 비하여 16분 감소하였음에도 불구하고 여전히 세계 주요 국가 16개 국가 중 다섯 번째로 높은 수치를 보이고 있다. 더욱이 남성의 가사노동시간은 하루 평균 49분으로 일본(41분) 다음으로 가장 낮은 수치를 기록하고 있다. 요컨대 하기 양상을 바탕으로 우리나라의 경우 가사노동시간이 성별 격차가 크게 나타나고 있다는 점과 남성의 가사노동시간의 양적 수준이 매우 낮게 나타나고 있다고 해석할 수 있다.

새창으로 보기
표 1.

주요국(29개국) 성별 가사노동시간

(단위: 분)
순위 국가 기준년도 남(A) 여(B) B-A
1 멕시코 2014 137 383 246
2 터키 2015 68 305 237
3 일본 2016 41 224 183
4 이탈리아 2014 131 306 175
5 한국 2014 49 215 166
6 그리스 2013 95 259 164
7 스페인 2010 146 289 143
8 폴란드 2013 159 295 136
9 영국 2015 140 249 109
10 미국 2017 146 244 98
11 벨기에 2013 144 237 93
12 독일 2013 150 242 92
13 네덜란드 2016 145 225 80
14 핀란드 2010 157 236 79
15 캐나다 2015 148 224 76
16 스웨덴 2010 171 220 49

주: 1) 가사노동시간은 1일 평균 사용시간으로 일상적인 가사노동에 사용한 시간 이외에도 쇼핑, 가구원돌봄, 비가구원돌봄, 자원활동, 가사관련이동 등에 사용한 시간이 포함되어 있음

2) 연령은 모두 15-64세임.

자료: 통계청(2019). 시계열조회 e-나라지표. https://www.index.go.kr/potal/stts/idxMain/selectPoSttsIdxSearch.do?idx_cd=4033&stts_cd=403302에서 2020.3.4.에 인출한 자료를 바탕으로 저자 재구성.

여성의 경제활동 참여가 지속 증가하고 있는 사회적 양상과 맞물려, 성 역할 구분에 대한 고정관념이 변화되고 있다는 가정 하 상기 비대칭적 양상의 변화 개연성을 생각해 볼 수 있다. 그렇다면, 성별 가사노동시간의 차이 양상이 시간에 따라 변화되었는지, 만약 변화되었다면 얼마나 변화되었는지 살펴볼 필요가 있다. 이는 한국의 일 가정 양립의 효과적 시행 정도와 관련된 이해를 돕는다는 점에서 의의가 있다. 또한 변화되었다면, 이러한 변화와 유의미한 연관성을 형성하고 있는 요인은 무엇이 있는지 판단하는 것도 향후 정책 방향에 대한 실증적 근거를 제시할 수 있다는 점에서 중요한 의미를 담고 있다. 상기 살펴본 성별 가사노동시간의 차이가 감소하는 것은 일, 가정 양립이 효과적으로 이루어지고 있다는 다양한 근거 중 하나로서 제시될 수 있다는 점에서 의의가 있는 바, 한국의 지속적인 여성 경제활동 참여 증가 양상에 따라 일, 가정 양립이 더욱 효과적으로 이루어지고 있다고 판단하기 위해서는 여성의 가사노동시간은 상대적이든 절대적이든 감소할 필요성이, 남성의 가사노동시간은 절대적으로 증가할 필요성이 각각 존재하고 있다.

지금까지의 논의를 바탕으로 본 연구는 성별 가사노동시간의 배분 양상의 두드러진 비대칭적 양상과 여성의 경제활동 참여가 지속적으로 증가하고 있는 두 갈래의 양상이 동시에 사회적 현상으로서 대두되고 있는 한국의 맞벌이 부부를 대상으로, 맞벌이 부부 내 남편과 부인 각각의 가사노동시간 변화가 유의미하게 나타나고 있는지, 유의미하게 나타나고 있다면 어떠한 요인에 기인하고 있는지 실증적으로 살펴보고자 한다. 이러한 시점 간 맞벌이 부부 남편과 부인 각각의 가사노동시간 차이를 살펴보기 위하여 본 연구에서는 분해 기법(decomposition method)을 적용한다. 본 논문의 구성과 관련하여, 2장에서는 성별 가사노동시간 배분에 대한 이론적 배경과 최근까지 제시된 관련 선행연구를 심도 있게 살펴본다. 3장에서는 본 연구에서 적용하는 자료와 분석방법에 대하여 논의하며, 이를 바탕으로 4장에서 분석 결과를 해석, 정리한다. 5장에서 분석 결과를 종합적으로 고찰함과 동시에, 함의를 제시하며 논문을 마무리한다.

Ⅱ. 이론 및 선행연구 검토

가사노동시간 및 이의 배분적 양상과 영향 요인에 대한 이론은 크게 세 가지의 범주로 구분할 수 있는 바, 이를 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 시간 가용성 이론(time availability theory, Hiller, 1984; Barnett, 1994)은 가사노동시간이 유급노동시간과는 반대의 성격을 띠고 있다고 전제하여 부부의 가계 내 시간 배분 양상에 주목하고 있다. 즉. 본 이론은 부부 구성원 각각의 유급근로시간과 가사노동시간의 제로 섬(zero-sum) 특성에 따라 유급근로시간이 적은 배우자가 가사노동에 투입하는 시간이 증가할 개연성에 따른 결과적 양상을 제시하고 있다. 둘째, 상대적 자원 이론(relative resources, Brines, 1993)은 근로소득과 가사노동시간 간 연관성에 주목하여 근로소득이 낮은 배우자가 더 많은 가사노동에 시간을 투입한다는 개연성을 제시하고 있다. 본 이론은 가계 소득 기여도와 가사노동시간 간 연관성에 주목하여, 가계 소득에 더 기여하는 배우자가 덜 가사노동을, 반대로 덜 기여하는 배우자가 더 많이 가사노동을 한다는 경제 의존성 모형(the economic dependency model, Brines, 1994)과도 그 궤를 같이 하고 있다. 셋째, 성 역할 구분(gender role) 이론은 남녀의 성 이데올로기(gender ideology)와 같은 성 역할의 개념을 적용하여 부부 중 남편은 유급근로를 바탕으로 한 생계비 충당(breadwinner)을, 부인은 가사노동을 각각 “전담”하는 양상을 제시하고 있다. 본 이론은 부부 구성원의 성 역할 구분 인식 내지는 성 역할 구분이 발현된 사회문화적 배경에 의하여 부부의 가사노동시간 배분이 이루어지고 있음에 주목하고 있다.

한편, 본 연구가 주목하고자 하는 시간의 흐름에 따른 부부의 가사노동시간 변화에 대한 실증적 연구는 지속적으로 부부의 소득 및 근로시간 변화와 가사노동시간 배분 양상의 연관성에 주목하는 경향을 띠고 있다(Almeida, Maggs, & Galambos, 1993; Bianchi, Milkie, Sayer, & Robinson, 2000; Lam, McHale, & Crouter, 2012; Evertsson & Nermo, 2007; Nickols, & Metzen, 1982; Sullivan, & Gershuny, 2016; Treas, & Drobnič, 2010; Ferree, 1991; Grunow, Schulz, & Blossfeld, 2012; Killewald, 2011; Gupta, 2006). 다만, 앞서 언급한 관련 이론이 완전히 배타적이지 않다는 데 주목할 필요가 있다. 즉, 시간 가용성 이론과 상대적 자원 이론에서의 논의와 같이 근로시간 및 근로소득과 가사노동시간 간 부적(-) 관계를 실증하고 있으나, 이와는 별개로 부부 간 가사노동시간의 비대칭적 양상에 대하여 성 역할 이론의 논의 역시 차용하고 있다는 점이다. 단적으로, Evertsson과 Nermo(2007)는 상대적 자원과 가사노동 변화와의 유의한 연관성과 관련된 실증적 증거를 제시하였음에도 불구하고 자원의 접근성과는 무관하게 남편이 부인에 비하여 가사노동시간에 투입하는 절대적 시간이 적으므로, 비대칭적 분포를 보이고 있음을 시사하고 있다. 이들이 언급하고 있는 성별 가사노동시간의 비대칭적 양상은 Nickols와 Metzen(1982)이 지적하고 있는 바와 같이 부인의 경제활동 참여가 남편의 가사노동시간과 유의하게 연관되어 있지 않다는 논의와 그 궤를 같이 하고 있다. 이들은 실증적 접근을 통해 가구 구성원의 시간 배분이 전통적인 성 역할에 기인하여, 남편은 유급근로에, 부인은 가사노동에 투입하는 구분된 배분 양상이 나타나고 있음을 언급하고 있으며, 비대칭적 가사노동의 배분 양상의 근본 원인 중 하나가 성 역할 구분임을 시사하고 있다. 이러한 논의는 Grunow, Schulz, Blossfeld(2012)가 독일을 공간적 범위로 하여 14년간의 종단적 자료를 실증적으로 분석한 결과, 결혼 초기에는 거의 대부분의 신혼부부가 성별 균등하게 가사노동을 배분하지만, 지속적으로 남편의 가사노동시간은 감소하는 경향이 뚜렷하게 나타나며, 부인이 경제활동에 참여하여 심지어 남편에 비하여 유급근로시간이 많거나 더 많은 근로소득을 버는 경우에도 남편의 가사노동시간은 별다른 변화가 없음을 제시하고 있다. 이들은 가사노동의 배분적 양상이 소득보다는 전통적인 성 역할 구분에 의하고 있음을 언급하면서, 이러한 양상은 특히 자녀 출산의 시기에 더욱 그러한 경향을 보이고 있음을 언급하고 있다.

상대적 자원 이론, 경제 의존성 모형의 이론을 경험적으로 확인하고 있는 관련 연구는 부인의 인적 자본이 부부 구성원의 가사 노동의 배분적 양상을 결정하는 주된 요인으로 작용하고 있음을 언급하고 있다(Sullivan & Gershuny, 2016). 또한 추가적인 관련 사례로서, Almeida, Maggs, Galambos(1993)는 실증적 접근을 바탕으로 맞벌이 부부 중 부인의 노동시장 참여가 남편의 보육 및 가사노동 참여와 밀접한 연관성이 있음을 보여주고 있다. 유사한 맥락에서 Evertsson과 Nermo(2007)는 배우자의 상대적 자원(relative resources) 변화가 가사노동의 변화와 연관되어 있는지 실증적으로 살펴본 결과, (부인의) 교육 수준 내지는 사회적 지위와 같은 상대적 자원의 증가가 여성의 가사노동 점유율을 감소시키는 요인으로 작용하였음을 제시하고 있다.

한편 맞벌이 부부의 가사노동시간 배분과 관련된 국내의 연구사례 역시 양적으로 축적되고 있으며, 지속 수행되고 있는 양상을 보이고 있다(김수정, 김은지, 2007; 김은경, 김경희, 2018; 안미영, 2016; 은기수, 2009; 이순미, 김혜경, 2008; 이창순, 2014; 지민웅, 조민수, 2014; 채로, 이기영. 2004; 허수연, 2008). 관련 사례로서 보다 구체적으로 이창순(2014)은 2009년 통계청 생활조사 원시자료를 바탕으로 맞벌이 부부의 가사노동시간의 배분적 양상에 대하여 살펴본 바, 남편과 부인 모두 각각 자신의 유급근로시간이 가사노동시간을 유의하게 감소시키는 주된 요인임을 제시하였다. 즉, 남편의 젠더 역할관념이 전통적이지 않고 평등주의에 가까울수록 부인의 가사노동시간이 크게 감소하는 경향을 보이는 반면, 남편의 가사노동시간에 대해서는 아내의 주된 특성의 유의한 영향력을 관찰하지 못하였음을 언급하였다. 이러한 결과는 허수연(2008)에서 제시하고 있는 바와 같이 맞벌이 가구 남성과 여성 각각의 가사노동시간에 영향을 미치는 요인으로서, 모두 자신의 근로시간이 주된 영향력을 보이고 있으며, 여성은 소득 수준이, 남성의 경우 전통적 성역할에 대한 태도가 각각 유의한 영향력을 보이고 있는 결과와 유사한 맥락을 공유하는 것으로 해석할 수 있다. 추가적으로 김수진, 김은지(2007)는 맞벌이 부부 부인의 가사노동시간의 배분에 있어서 절대적으로 성 역할 구분에 따른 젠더 의식이 강하게 남아 있음을 언급하고 있다. 보다 구체적으로, 이들은 남편의 소득이 많은 경우, 부인의 소득이 많을수록 자신의 가사노동시간이 감소하는 소득효과가 발생하지만, 남편과의 가사노동시간 교환이 아닌 자신의 가사노동시간 조정의 결과임을 제시하고 있다. 또한 이들은 남성의 가사노동시간의 절대적 시간이 매우 낮은 상황 속에서 가사노동시간에 대한 성별 교환은 적용되지 않고 있으며, 여성의 이중부담, 가부장제의 개념을 바탕으로 가사노동에 있어서 성 역할 구분이 가장 큰 역할을 하고 있으므로, 젠더화로 고착화된 가사노동시간 배분 불평등을 개선시키기 위한 집합적 노력이 필요함을 역설한 바 있다. 이들의 논의는 가족 내 노동 분업의 젠더 불평등 양상이 여전히 크게 남아 있다는 안미영(2016)에서도 확인할 수 있다. 가사노동시간 배분에 대한 성 역할 구분 인식에 대한 보다 구체적인 사례로서, 이순미, 김혜경(2008)은 기혼취업여성을 대상으로 설문조사를 바탕으로 가사노동시간의 불균등 양상과 이를 불공평하다고 받아들이는 인식의 정도에 있어 큰 괴리가 존재하고 있음을 제시하고 있다. 즉, 가사노동시간 분담 정도에 대하여 공평성을 인지하고 있는 수준에 따라 유형을 구분한 결과, 불균등하게 분담하고 있지만 이를 공평하다고 인지하는 여성들이 전체의 33.5%를 차지하고 있는 양상이 바로 그것이다. 더 나아가 이들은 부인의 가사시간은 외적 요인에 의해 크게 영향을 받지 않는데 비하여 남편의 경우에는 제한적인 상황에서만 가사노동시간이 증가하는 것으로 나타나고 있음을 제시함으로서, 성별 가사분업이 견고하게 유지되어 온 한국의 사회에서 가사노동시간의 평등성을 회복하기 위해서 근본적인 가족 가치에 대한 재구조화의 필요성을 제시하고 있다. 반면, 은기수(2009)는 성 이데올로기 이론에서 비롯된 성 역할에 대한 가치관과 기혼 부부 구성원 이들의 가사노동시간 간 유의한 연관성이 없는 것으로 보았다. 보다 구체적으로, 성 역할 태도가 전통적인 측면에서 비전통적인 측면으로 변화될 때 남성과 여성의 가사노동시간은 각각 증가, 감소하는 것으로 나타난 반면, 이에 노동시간과 소득 요인이 추가적으로 고려되는 경우 이러한 영향력이 사라지는 것으로 도출됨을 제시하고 있다. 그러나 은기수(2009)가 설정한 분석대상은 맞벌이 부부가 아니라 기혼 부부라는 점에서 다른 양상이 나타날 가능성을 고려할 필요가 있다고 판단된다.

종합적으로 한국의 맞벌이 부부 가사노동시간의 사례는 맞벌이라는 여건을 통제한 이후에도 나타나는 성별 가사노동시간의 불공정성을 대부분 지지하고 있는 것으로 판단된다. 보다 구체적으로, 대체적으로 성 역할 구분에 의한 성별 가사분업의 견고성을 바탕으로 여성은 자신 및 남편의 요인과는 거의 무관하게 대부분의 가사노동에 시간을 투입하고 있는 반면, 남성은 가사노동에 투입하는 절대적인 시간이 여성에 비하여 매우 낮으며, 여성의 소득 기여도가 높거나 전문직인 경우와 같이 제한적인 상황에서의 가사노동시간 증가만이 관찰된다는 것이다.

지금까지 살펴본 관련 이론과 구체적 연구 사례를 종합하여 볼 때, 본 연구는 다음과 같은 점에서 연구의 차별성을 띠고 있다. 첫째, 대부분의 경험적, 실증적 연구가 맞벌이 부부의 가사노동시간 배분 특성을 횡단 측면에서 관찰하는 것에 그치고 있는 점을 보완하기 위하여 본 연구는 관련 이론이 맞벌이 부부 각 구성원의 가사노동시간 시기 간 변화에도 적용되는지 실증적으로 관찰하고자 한다. 둘째, 맞벌이 부부를 대상으로 이들 각 구성원의 가사노동시간 시기 간 변화에 초점을 두고, 이들 차이에 부부 구성원 개인의 인구사회학적 특성과 노동시장 참여 특성이 이들 차이에 어느 정도의 영향력을 보이고 있는지 살펴보고자 한다. 또한 이에 더하여 각각의 남편과 부인의 가사노동시간에 대하여 상대의 근로시간과 근로소득이 어떠한 영향을 미쳤는지 분석하고, 이의 시차 간 차이와 영향의 정도를 함께 파악한다. 상기 논의한 본 연구의 차별성은 시기 간 맞벌이 부부 각 구성원별 가사노동시간의 변화에 주목한다는 점과 이러한 부부 구성원별 가사노동시간의 변화가 앞서 언급한 상대적 자원 이론, 경제 의존성 모형의 논의에 부합하는지 실증적으로 살펴본다는 점에서 의미가 있다고 판단된다.

Ⅲ. 분석자료

맞벌이 부부 구성원 남편과 부인 각각의 가사노동시간의 종단적 변화 양상과 영향요인 간 연관성을 살펴보기 위하여 본 연구에서는 한국여성정책연구원에서 수집, 구축하고 있는 “여성가족패널” 자료를 활용한다. 본 자료는 지난 2007년부터 평균적으로 격년 단위로 수집, 구축되고 있으며, 전국 대표성을 갖춘 9,068가구에 거주하는 만19세 이상 만 64세 이하 여성 9,997명을 패널로 구축하고 조사룔 수행하여 2020년 1월 현재 6차 데이터(6th wave)까지 활용이 가능하다. 특히 본 자료는 가족, 일, 일상생활의 3가지 주요영역을 바탕으로 여성의 경제활동, 가족실태, 가족가치관, 건강 등에 관해 조사하고 있다는 점에서, 본 연구에서 주목하는 맞벌이 부부의 가사노동시간과 인구사회학적 특성 간 시간의 흐름에 따른 연관성을 실증적으로 관찰하는 데 적합한 자료라고 판단하였다.1) 다만, 본 조사 자료는 응답자가 여성이기 때문에 기혼 여성의 남편에 대한 정보는 응답자 여성인 부인이 응답한 정보를 활용하여야 한다는 특징이 존재하고 있다.2)

맞벌이 부부 각 구성원별 가사노동시간 배분과 시간에 흐름에 따른 차이 양상을 살펴보기 위하여 본 연구에서는 조사 시점 당시 기혼자임과 동시에 본인 및 배우자가 모두 취업자이고 근로소득이 존재하는 20~49세 여성을 추출하여 이들의 정보를 활용한다. 또한 이들 가사노동시간의 배분에 대한 변화 양상을 살펴보기 위하여, 1차 자료와 6차 자료를 활용하여 두 자료를 덧붙이는(append) 형태를 취하기로 한다. 이는 추후 논의할 분석 방법과 연관되어 있는 바, 현재 활용 가능한 1차 자료와 6차 자료의 차이를 바탕으로 맞벌이 부부 구성원 남편과 부인 각각의 가사노동시간 변화(차이)를 살펴보고자 분해 기법(decomposition method)을 활용하기 위한 목적에 기인하고 있다.

세부적인 변수 구축과 관련하여, 맞벌이 부부 구성원 개개인의 가사노동시간은 식사 준비, 설거지, 세탁, 시장보기/쇼핑, 집안 청소로 구성되는 집안일에 투입한 시간으로 구성되어 있다. 또한 원자료에서 제공하고 있는 가공변수인 본인이 평일 및 토요일, 일요일에 각각 가사노동에 투입하는 시간의 정보를 활용하여, 하루 평균 가사노동에 투입하는 시간을 분 단위로 구축하였다. 남편의 가사노동시간은 앞서 언급한 바와 같이 원자료가 조사 대상을 여성으로 한정하고 있기 때문에, 응답자 여성 본인이 자신의 남편에 대하여 상기 내용을 동일하게 응답하고 있는 사항을 활용하여 제공되고 있는 변수를 가공하여 일 평균 가사노동시간을 구축하였다. 또한 본 연구에서는 남편과 부인 각각의 가사노동시간 변화에 영향을 미치는 예측변수들로 동일 원자료에서 활용 가능한 본인 및 배우자의 연령, 교육년수, 근로소득, 근로시간을 적용하기로 한다. 근로시간의 경우, 응답자 여성 본인 및 남편의 일자리 정보가 임금근로자, 비임금근로자, 특수고용직 종사자로 구분되어 제공되고 있는 점에 기인하여, 이러한 범주별 월평균 소득을 모두 활용하여 통합 구축하였다. 근로시간 역시 근로소득과 마찬가지로 세 범주별 정보를 활용하였으며, 세 범주별 근로시간을 모두 주당 평균 근로시간으로 환산하여 구축하였다. 단적으로, 비임금근로자의 근로시간 정보는 평일 하루 평균근로시간 및 주말 하루 평균근로시간으로 구분되어 제공되고 있어, 이를 일주일의 모든 근로시간으로 합산하는 과정을 거쳤다. 이러한 예측변수의 구성은 앞서 살펴본 부부의 가사노동시간 배분의 시점 간 차이와 관련된 시간 가용성 이론, 상대적 자원 이론 및 경제 의존성 모형, 성 역할 구분 이론을 실증적으로 살펴보기 위한 목적에 기인하고 있다. 보다 구체적으로, 맞벌이 부부 각각의 가사노동시간의 차이(시점 간 변화)에 영향을 미치는 요인을 살펴보기 위하여 관련 이론과 밀접한 연관성이 있는 상대방의 근로소득과 근로시간을 투입하고 있다. 특히 구축 가능한 예측변수와 관련하여 시간 가용성 이론과 상대적 자원 이론 및 경제 의존성 모형을 보다 엄밀하게 검증하기 위한 측면에서 배우자의 근로시간에 대한 본인의 근로시간의 비(ratio)와 배우자 근로소득에 대한 본인의 근로소득의 비를 추가적으로 활용하기로 한다. 예컨대, 부인의 가사노동시간 변화를 관찰하기 위한 모형에는 남편의 근로소득 대비 본인의 근로소득의 비, 남편의 근로시간 대비 본인의 근로시간의 비를 활용하며, 남편의 경우에도 마찬가지의 논리가 적용되어 구축된 변수를 추가적으로 활용한다. 지금까지의 논의를 바탕으로 구축된 분석대상의 예측변수별 특성은 다음 <표 2>를 통해 확인할 수 있는 바, 분석대상의 특성을 성별, 차수별로 구분하여 보여주고 있다. 추가적으로, [그림 1]을 통해 본 연구에서 주목하고 있는 남편과 부인 각각의 가사노동시간을 포함하여 근로소득, 근로시간의 변화 양상을 확인할 수 있다.

새창으로 보기
표 2.

성별, 차수별 분석대상의 특성

구분 1st wave 6th wave
남편 평균가사노동시간(분) 32.55(49.58) 22.56(27.18)
평균연령(세) 45.79(9.71) 51.08(9,33)
평균교육연수 12.70(3.37) 13.19(3.09)
평균월평균근로소득(만 원) 244.32(197.81) 317.02(173.37)
주당평균근로시간(시간) 54.30(16.13) 59.44(9.78)
상대근로소득 2.57(4.74) 2.60(3.19)
상대근로시간 1.31(1.04) 1.24(.67)
부인 평균가사노동시간(분) 181.59(149.49) 148.69(65.70)
평균연령(세) 42.66(8.97) 48.07(8.73)
평균교육연수 11.96(3.52) 12.53(3.14)
평균월평균근로소득(만 원) 151.70(163.24) 167.49(106.79)
주당평균근로시간(시간) 49.19(19.14) 52.72(13.74)
상대근로소득 .76(.84) .68(.88)
상대근로시간 .97(.55) .90(.27)

주: 1) 상대근로소득, 상대근로시간은 각각 배우자의 근로소득 및 근로시간 대비 자신의 근로소득 및 근로시간을 의미함.

2) 괄호 안의 수치는 표준편차(standard deviation)를 의미함.

3) 1차의 분석대상은 남편, 부인 각각 1,776명, 6차는 2,085명임. 조사시점이 지날수록 표본 탈락 등으로 점차 표본의 수가 감소하는 양상이 나타나는 것이 통상적인 종단자료의 특성으로 이해됨에도 불구하고, 본 연구의 분석대상 표본의 수는 1차보다 6차가 더 많은 것으로 나타나고 있음. 이는 본 연구가 분석대상을 맞벌이 부부로 하여, 보다 구체적으로 부부 구성원 모두 근로시간과 근로소득이 모두 존재하는 경우로 한정함에 기인하고 있음. 단적으로 2차를 제외하고 1차에서 6차까지 동일한 조건을 적용한 맞벌이 부부 표본 수는 지속 증가하는 것으로 나타남. 이는 통계청3)에서 집계 공표하고 있는 맞벌이 부부 수의 증가 양상(2011년 5,241가구→2016년 5,545가구)와도 그 궤를 같이 하는 것으로 판단됨.

4) 본 여성가족패널 자료와 관련하여 패널조사의 특성상 패널 탈락(attrition) 역시 고려되어야 하는 바, 본 자료는 1차 성공 원적격가구원 9,997명 중 6차에서는 6,632명을 조사 성공하여 66.3%의 유지율을 기록함. 이에 1_6차 패널 및 추가신규패널 통합 가중치를 부여함으로서 이를 보전하고 있음. 이러한 표본 유지율에 따라서도 1차와 6차의 가사노동시간 및 다른 변수의 차이가 발생할 개연성이 존재함. 본 연구는 가사노동시간의 시점 간 차이를 살펴보기 위해 1차와 6차 자료를 각각 평균적으로 살펴보고 있으며, 1차 자료는 원격가구원 중 조사성공가구원 9,997명, 6차 자료는 조사성공가구원 중 원적격가구원 6,801명에 신규적격가구원 886명을 더한 7,687명의 정보가 포함되어 있음.

Ⅳ. 실증분석 방법: 분해기법

맞벌이 부부의 가사노동시간 배분과 시간에 흐름에 따른 차이 양상을 살펴보기 위하여 본 연구에서는 집단 간 분해 기법(decomposition method)을 응용적으로 활용한다. 응용적으로 활용한다는 것은, 본 연구에서 활용하는 분해 기법이 본래 노동시장에서의 성별 임금 차이를 다루고 있는 특징에 기인하고 있다. 보다 구체적으로, 본 연구에서는 Blinder(1973), Oaxaca(1973), Oaxaca와 Ransom(1994)에서 공통적으로 제시하고 있는 분해 기법을 적용하는데, 본 방법은 집단 간 임금의 차이를 예측변수에 의하여 설명되는 부분(explained)과 설명되지 않는 부분(unexplained)으로 구분하여 분해하는 특성을 띠고 있다. 이들 방법은 남성과 여성이라는 성별 두 개의 집단 간 차이를 다루고 있으나, 본 연구에서는 맞벌이 부부 구성원 남편과 부인에 대하여 각각 두 개의 집단을 성별로 구분하는 것이 아니라, 1차(1st wave)와 6차(6th wave)로 구분한다는 것에 차이가 있다.4) 시점 간 분해는 두 집단을 구분하는 기준이 데이터의 차수(wave)로서 표현되는 시점이라고 할 수 있다. 즉, 맞벌이 부부의 각 구성원별 두 집단은 남편의 경우, 1차 시점의 남편, 6차 시점의 남편이 되고, 부인 역시 1차 시점의 부인, 6차 시점의 부인이 된다. 또한 본 방법을 적용하게 되면, 맞벌이 부부 각 구성원의 가사노동시간이 두 시점 간 어느 정도 차이가 나는지, 차이가 존재한다면 상대적 자원 이론과 시간 가용성 이론에 의하여 가사노동시간 함수에서 고려하고 있는 각 예측변수로서 어느 정도 그 차이를 설명할 수 있는지, 예측변수로서 설명되지 않는 부분은 어느 정도인지 살펴볼 수 있다. 특히 본 방법은 설명되는 부분과 관련하여 두 집단 간 차이가 모형에 투입한 예측변수에 의하여 설명되는 정도를 직관적으로 판단할 수 있다는 점에서 관련 이론에 대한 논의를 실증하는 데 적절하다고 판단하였다.

다만, 본 연구가 기존의 성별, 인종별 임금 차이를 분석하는 방법을 적용하고 있으며, 이들 연구에서의 구분 변수는 성, 인종이나 본 연구에서는 집단 구분 변수가 시점이라는 점에서, 본 구분변수에 대하여 추가적으로 논의할 필요가 있다. 임금 차이 모형에 있어서, 첫째, 모형에서 고려하는 예측변수에 의하여 설명되는 부분은 집단 구분 변수인 성 내지는 인종과 관계없이 각 개별 특성에 대한 동일한 보상이 있다고 가정한 이후 성, 인종별 특성의 차이가 야기하는 임금 차이를 의미하고, 둘째, 설명되지 않는 부분은 성, 인종별 동일한 특성이 있다고 가정한 이후, 각 개별 특성에 대한 보상이 성, 인종별로 다르기 때문에 나타나는 임금 차이를 의미한다. 이러한 틀을 동일하게 본 연구에 적용하면, 모형의 예측변수로 인하여 설명되는 부분은 시점과 관계없이 맞벌이 부부 각 개인별 특성이 동일하게 작용함을 가정한 이후, 시기의 특성의 차이가 야기하는 가사노동시간 차이를 의미하고, 설명되지 않는 부분은 모든 시기가 동일한 특성이 작용한다고 가정하고, 이후 각 맞벌이 부부 구성원 개별 특성이 가사노동시간에 반영되는 정도에 있어 시점 간 차이가 존재하기 때문에 결과적으로 발생되는 가사노동시간 차이를 의미하는 것이다. 요약하면, 시점 간 연령, 교육수준, 근로시간, 근로소득, 상대 가사노동시간의 차이 및 이러한 특성이 가사노동시간에 반영되는 정도(임금에서는 보상)의 시점 간 차이로 인하여 발생되는 가사노동시간 차이를 보는 것이다. 이는 맞벌이 부부 간 가사노동시간의 배분적 양상과 관련된 정책적 개입이 어느 부분에 더욱 초점을 두어야 할 것인지, 보다 구체적으로, 시점 간 이들의 특성 차이를 해소하는데 주목할 것인지, 아니면 시점 간 개별 특성의 차이가 다르게 가사노동시간의 영향을 주는 정도, 즉 사회적 배경이나 제도적 측면에 주목할 것인지를 시사한다는 점에서도 의미가 있다. 또한 구분 변수인 시점은 맞벌이 부부의 가사노동시간을 변화시키는 데 있어 관찰되지 않은 주된 요인으로도 이해되는 바, 이는 시기의 통제 및 미 통제를 반영하고 있는 본 모형의 구성에 반영되어 있다고 판단된다. 즉, 본 연구는 다른 조건이 모두 동일하다고 가정할 때, 시간의 변화가 각 가사노동시간의 변화를 야기한 내재적인 요인임을 가정하고 있다.

집단 간 분해 기법과 관련하여 보다 구체적으로 맞벌이 부부 구성원 남편과 부인 각각의 가사노동시간 함수를 추정하기 위하여 1차, 6차 자료를 통합한 자료를 바탕으로 가사노동시간에 대한 합동최소자승회귀모형(pooled OLS)을 적용한다. 이때, 집단의 구분 변수는 1차, 6차로 각각 코딩된 더미 변수이며, 합동최소자승모형의 분석결과를 바탕으로 1차와 6차의 남편과 부인 각각의 가사노동시간의 차이에 대하여 예측변수로서 설명되는 부분과 설명되지 않는 부분, 그리고 모형에서 고려하는 각각의 예측변수의 기여도를 도출한다.

설명되는 부분과 설명되지 않는 부분에 대하여 보다 더 자세하게 살펴볼 필요가 있는 바, 먼저 설명되는 부분은 다음과 같이 표현된다. 이는 두 개의 집단 A, B의 예측변수 차이에 따라 설명되는 가사노동시간의 차이를 의미한다. 한편, 비차별적인 계수(non-discriminal benchmark)인 β는 두 집단에 대한 합동 모형에서 도출된 계수값을 의미하고 있다. 결국 설명되는 부분은 가사노동시간에 대한 합동모형의 추정계수와 예측변수 차이의 복합적인 작용을 바탕으로, 두 집단 간 가사노동시간의 차이를 뜻하게 된다. “설명되는 부분”이라 함은 “예측변수 차이와 추정계수로 차이를 설명 가능하다”라는 뜻으로 풀어서 해석할 수 있다.

식 (1)
exp l a i n e d   p a r t = E X A E X B ' β *

한편, 설명되지 않는 부분은 다음 수식과 같이 구성되는데, 본 부분 내 첫 번째 항을 살펴보면, A집단의 예측변수에 A집단의 계수(βA)와 합동모형의 계수(β*) 차이가 가중되어 있음을 쉽게 확인할 수 있다. 이를 해석하면 A집단이 평균적인 가사노동시간에 비하여 어떤 차별적인 상황으로 인하여 추가적으로 가사노동에 투입하는 시간을 의미하는 것으로 해석할 수 있다5). 동일한 논리로 두 번째 항을 해석하면, B집단의 경우 어떤 차별적인 상황으로 인하여 평균적인 가사노동시간보다 가사노동에 덜 투입하는 시간을 의미하는 것으로 해석 가능하다.6)

식 (2)
U n exp l a i n e d   p a r t = E X a ' β a β * + E X b ' β * β b

분석방법과 관련된 지금까지의 논의를 바탕으로, 맞벌이 부부 각 구성원의 시점 간 가사노동시간의 차이에 대하여 설명되는 부분과 설명되지 않는 부분을 도출하기 위한 수식은 다음 식 3과 같이 정리된다. 다만, 하기 식을 살펴보면, A, B 집단을 각각 어떻게 설정하는지에 따라 가사노동시간 차이와 설명되는 부분 및 설명되지 않는 부분 역시 달라질 개연성을 시사하고 있다. 이에 본 연구에서는 남편과 부인 각각 시점 간 가사노동시간을 비교하여, 가사노동시간이 많은 집단을 A 집단으로 하여 분석을 수행하였다. 하기된 수식 3에서 YA, YB는 각각 A, B 집단의 가사노동시간의 평균을 각각 뜻하며, 이들 차이(YAYB)가 A, B 집단 각각의 시점 간 가사노동시간의 차이가 설명되는 부분(explained)인 첫 번째 항과 설명되지 않는 부분(unexplained)인 두 번째, 세 번째 항으로 분해됨(decomposed)을 보여주고 있다.

식 (3)
Y A ¯ Y B ¯ = E X A E X B ' β * + E X A ' β A β * + E X B ' β * β B

Ⅴ. 분석결과

1. 합동회귀모형 분석결과

<표 3>, <표 4>, <표 5>는 분해기법을 적용하기 위하여 각각 성별 가사노동시간에 대한 1차, 6차, 그리고 1차와 6차 자료의 합동 회귀모형 분석결과를 보여주고 있다. 성별로 구분된 각각의 모형은 총 세 가지로 구성되어 있는데, 첫 번째 모형은 남편과 부인 각각 본인의 연령, 교육연수, 근로소득, 근로시간의 평균, 배우자의 가사노동시간, 연령, 교육연수, 근로소득, 근로시간을 투입한 모형이다. 두 번째 모형은 각 개별 대상에 대한 부부 간 근로소득과 근로시간의 상대적 구성을 고려하는 측면에서 근로소득과 근로시간 평균 대신 상대근로소득, 상대근로시간을 각각 투입한 모형이다. 마지막 세 번째 모형은 분석대상 부부의 연령 효과를 배제한 나머지 예측변수의 효과를 살펴보기 위하여 남편과 부인 각각의 연령 변수를 제외한 나머지 변수를 예측변수로서 투입하고 있다. 앞서 언급한 바와 같이 분해 기법의 설명되는 부분(explained)은 남성과 여성 각각 1차와 6차 자료의 합동 회귀모형의 각 예측변수의 추정결과(β*: 빨간색 테두리)를 활용하기 때문에 이를 중심으로 논의하고자 한다.

새창으로 보기
표 3.
성별 가사노동시간 회귀모형 추정결과: 모형 1
구분 남편 부인
1st wave 6th wave 합동 1st wave 6th wave 합동
본인 평균연령 -.1514 .1165 -.0345 -.5167 -.3026 -.7307
평균교육연수 -.2597 .5229* .1989 -1.0659 -.2478 -1.1228
평균근로소득 -.0322*** -.0136*** -.0244*** -.1146*** -.0673*** -.0860***
평균근로시간 -.2103*** -.3263*** -.2524*** -.6486*** -.5258*** -.7816***
배우자 평균가사노동시간 .0825*** .0353*** .0760*** .7308*** .2042*** .6279***
평균연령 -.4306 -.5122** -.5323** -2.0139* .2831 -.9176
평균교육연수 .3376 -.5537* -.2352 .1503 -2.1466*** -1.0967
평균근로소득 .0436*** .0305*** .0367*** .0673*** .0333*** .0268**
평균근로시간 .1064* .0462 .0778** .6411*** -.3608** .2452*
상수항 49.5839 52.1997*** 52.4495*** 280.9493*** 225.4902*** 284.8389***
F-statistic 19.83*** 11.32*** 41.53*** 25.65*** 13.82*** 42.92***
adj R2 .0871 .0427 .0863 .1111 .0525 .0890
N 1,776 2.085 3,861 1,776 2.085 3,861

주: 1) ***, **, *은 각각 유의수준 1%, 5%, 10%에서 유의함을 뜻함.

2) 빨간색 부분은 설명되는 부분(explained)에서 활용되는 계수값을 뜻함(이하 해당사항 동일).

새창으로 보기
표 4.
성별 가사노동시간 회귀모형 추정결과: 모형 2
구분 남편 부인
1st wave 6th wave 합동 1st wave 6th wave 합동
본인 평균연령 -.1364 .1996 .0114 -.5249 -.3593 -.7624
평균교육연수 -.3291 .5792* .1764 -1.3237 -.6601 -1.7606*
평균근로소득
평균근로시간
배우자 평균가사노동시간 .0815*** .0338*** .0760*** .7089*** .2037*** .6160***
평균연령 -.3443 -.5135** -.5626** -2.1652* .4591 -.9633
평균교육연수 .4791 -.5136 -.3205 .4139 -1.9046*** -.8663
평균근로소득
평균근로시간
상대근로소득 -.6737*** -.5279*** -.6563*** -16.7725*** -5.9815*** -10.0949***
상대근로시간 -3.5354*** -3.1226*** -3.1490*** -12.5575** -19.1887*** -16.1018***
상수항 43.5331*** 36.0786*** 47.1690*** 315.6911*** 192.8304*** 283.9622***
F-statistic 22.84*** 8.40*** 44.55*** 30.01*** 10.50*** 46.05***
adj R2 .0793 .0243 .0732 .1027 .0309 .0755
N 1,776 2.085 3,861 1,776 2.085 3,861

주: 1) 상대근로소득, 상대근로시간은 각각 배우자의 근로소득 및 근로시간 대비 자신의 근로소득 및 근로시간을 의미함.

새창으로 보기
표 5.
성별 가사노동시간 회귀모형 추정결과: 모형 3
구분 남편 부인
1st wave 6th wave 합동 1st wave 6th wave 합동
본인 평균연령
평균교육연수 -.1324 .5315* .2772 2.8367* -.2243 1.4600*
평균근로소득 -.0329*** -.0118*** -.0255*** -.1278*** -.0675*** -.0938***
평균근로시간 -.1897*** -.3075*** -.2508*** -.7052*** -.5238*** -.8053***
배우자 평균가사노동시간 .0864*** .0358*** .0813*** .7722*** .2054*** .6725***
평균연령
평균교육연수 1.2245** .0661 .6449** .9479 -2.1823*** -.7662
평균근로소득 .0414*** .0285*** .0350*** .0660*** .0332*** .0253**
평균근로시간 .0963 .0664 .0744* .7500*** -.3653** .2683*
상수항 11.2354 23.1505*** 14.4695*** 107.6977*** 225.7707*** 171.2679***
F-statistic 23.66*** 11.28*** 45.94*** 28.61*** 17.74*** 47.34***
adj R2 .0820 .0334 .0753 .0982 .0532 .0775
N 1,776 2.085 3,861 1,776 2.085 3,861

주: ***, **, *은 각각 유의수준 1%, 5%, 10%에서 유의함을 뜻함.

먼저, 모형 1에서의 남편의 가사노동시간은 자신의 근로소득, 근로시간, 배우자 연령과는 부적(−)으로 유의한 연관성을 보이고 있는 반면, 배우자의 가사노동시간, 근로소득, 근로시간과는 정적(+)으로 유의하게 연관되어 있는 것으로 나타나고 있다. 남편과 배우자 각각의 평균근로소득이 남편 자신의 가사노동시간과 유의하게 부적, 정적으로 연관되어 있는 분석결과는 상대적 자원 이론과 경제 의존성 모형의 이론적 논의와 간접적으로 부합되고 있는 것으로 판단된다. 남편의 근로시간과 가사노동시간 간 부적 유의한 연관성 역시 시간 가용성 이론과 유사한 맥락을 공유하고 있는 것으로 판단할 수 있다. 추가적으로, 모형 2에서 확인할 수 있는 바와 같이 남편의 상대근로시간과 상대근로소득은 공통적으로 남편의 가사노동시간과 부적으로 유의한 연관성을 형성하고 있으며, 이는 시간 가용성 이론, 상대적 자원 이론과 경제 의존성 모형을 전반적으로 지지하고 있는 것으로 해석할 수 있다. 모형 1 분석결과의 논의는 연령 변수의 효과를 배제하기 위하여 연령 변수를 제외한 모형 3의 분석결과의 양상과도 크게 다르지 않은 바, 구체적으로 남편의 평균근로소득과 가사노동시간 간 부적 연관성의 정도에 비하여. 평균근로시간과 가사노동시간 간 부적 연관성의 정도가 더욱 큰 양상을 포함하여, 배우자의 평균가사노동시간, 평균교육연수, 평균근로소득, 평균근로소득과의 정적 연관성의 분석결과 역시 큰 변화 없이 유사한 것으로 도출되었다.

부인의 가사노동시간 모형의 분석결과는 부인의 평균가사노동시간이 부인의 평균근로소득과, 평균근로시간, 평균상대근로소득, 평균상대근로시간과 부적으로 유의하게 연관되어 있으며, 배우자의 평균가사노동시간, 평균근로소득과는 유의하게 정적으로 연관되어 있음을 보여주고 있다. 특히 남편의 가사노동시간 분석결과와 비교하여 볼 때, 상대근로소득과 상대근로시간과 유의한 부적 연관성의 정도가 더욱 크게 도출되고 있다는 점에 주목할 필요가 있다. 보다 구체적으로, 부인의 상대근로소득이 남편의 근로소득 대비 자신의 근로소득임을 상기할 때, 남편의 근로소득 증가보다 자신의 근로소득 증가가 더 크게 이루어지는 경우에는 자신의 가사노동시간이 유의하게 감소할 개연성이 존재함을 시사하고 있다. 이와 유사한 맥락에서 부인의 상대근로시간 역시 가사노동시간을 유의하게 감소시키는 것으로 나타나고 있다. 즉, 자신의 근로시간이 남편의 근로시간에 비하여 크게 나타날 경우 부인의 상대근로시간은 1보다 크게 되며, 이 경우 결과적으로 부인의 가사노동시간이 구축되는 것이다. 지금까지 논의한 부인의 상대근로소득, 상대근로시간과 가사노동시간 간 연관성에 대한 분석결과는 상대적 자원 이론과 경제 의존성 모형, 시간 가용성 이론이 모두 부인의 가사노동시간 변화에 부합되고 있는 것으로 해석해 볼 수 있다.

추가적으로, 각 성별 가사노동시간과 배우자의 가사노동시간 간 연관성이 모두 정적으로 유의하게 도출되고 있는 분석결과는 맞벌이 부부의 가사노동시간이 상호 대체(substitution)의 성격이 아니라, 상호 보완(complementary)적 성격이 내포되어 있음을 시사하고 있다. 즉, 가사노동에 대하여 맞벌이 부부 부인과 남편 어느 한 쪽 구성원이 전담하지 않고, 함께 하고 있음을 시사하고 있는 것으로 볼 수 있다. 다만, 가사노동시간으로 판단할 수 있는 가사노동의 양적 분담 정도는 분석대상의 특성에서 이미 살펴본 바와 같이 공평한 수준이라고 말하기는 어렵다.

2. 분해기법 분석결과

다음의 <표 6>, <표 7>, <표 8>은 순차적으로 <표 3>, <표 4>, <표 5>의 성별 합동 OLS 모형의 분석결과를 바탕으로 시점 간 가사노동시간의 차이에 대한 예측변수의 설명 정도를 판단할 수 있는 분해기법의 분석결과를 보여주고 있다. 먼저 성별 가사노동시간은 공통적으로 1차에 비하여 6차에서 감소하고 있다. 보다 구체적으로, 남편의 평균가사노동시간은 1차 평균 하루 32.55분에서 6차 평균 하루 22.56분으로 9.99분 감소하였으며, 부인의 경우 1차 181.59분에서 6차 148.69분으로 32.9분 감소한 것으로 나타나고 있다.

새창으로 보기
표 6.
성별 차수 간 가사노동시간 분해 추정결과: 모형 1
구분 남편 부인
1st wave 평균가사노동시간 32.55 181.59
6th wave 평균가사노동시간 22.56 148.69
차이(변화) △9.99 △32.90
차이 비중 차이 비중
차이 내 설명되는 부분 7.82 78.28% 17.14 52.10%
차이 내 설명되지 않는 부분 2.17 21.72% 15.76 47.90%
차이 기여도 차이 기여도
본인 평균연령 .18 2.30% 3.95 23.05%
평균교육연수 -.09 -1.15% .64 3.73%
평균근로소득 1.78 22.76% 1.35 7.88%
평균근로시간 1.29 16.50% 2.76 16.10%
배우자 평균가사노동시간 2.50 31.97% 6.27 36.58%
평균연령 2.88 36.83% 4.85 28.30%
평균교육연수 .13 1.66% .53 3.09%
평균근로소득 -.58 -7.42% -1.95 -11.38%
평균근로시간 -.27 -3.45% -1.26 -7.35%
차이 내 설명되는 부분 7.82 100.00% 17.14 100.00%
새창으로 보기
표 7.
성별 차수 간 가사노동시간 분해 추정결과: 모형 2
구분 남편 부인
1st wave 평균가사노동시간 32.55 181.59
6th wave 평균가사노동시간 22.56 148.69
차이(변화) △9.99 △32.90
차이 비중 차이 비중
차이 내 설명되는 부분 5.38 53.81% 14.89 45.26%
차이 내 설명되지 않는 부분 4.61 46.19% 18.01 54.74%
차이 기여도 차이 기여도
본인 평균연령 -.06 -1.12% 4.12 27.67%
평균교육연수 -.08 -1.49% 1.01 6.78%
평균근로소득
평균근로시간
배우자 평균가사노동시간 2.50 46.47% 6.15 41.30%
평균연령 3.04 56.51% 5.09 34.18%
평균교육연수 .18 3.35% .42 2.82%
평균근로소득
평균근로시간
상대근로소득 .01 0.19% -.77 -5.17%
상대근로시간 -.21 -3.90% -1.13 -7.59%
차이 내 설명되는 부분 5.38 100.00% 14.89 100.00%
새창으로 보기
표 8.
성별 차수 간 가사노동시간 분해 추정결과: 모형 3
구분 남편 부인
1st wave 평균가사노동시간 32.55 181.59
6th wave 평균가사노동시간 22.56 148.69
차이(변화) △9.99 △32.90
차이 비중 차이 비중
차이 내 설명되는 부분 4.50 45.05% 7.35 22.34%
차이 내 설명되지 않는 부분 5.49 54.95% 25.55 77.66%
차이 기여도 차이 기여도
본인 평균연령
평균교육연수 -.13 -2.89% -.84 -11.43%
평균근로소득 1.85 41.11% 1.48 20.14%
평균근로시간 1.29 28.67% 2.84 38.64%
배우자 평균가사노동시간 2.67 59.33% 6.72 91.43%
평균연령
평균교육연수 -.37 -8.22% .37 5.03%
평균근로소득 -.55 -12.22% -1.84 -25.03%
평균근로시간 -.26 -5.78% -1.38 -18.78%
상대근로소득
상대근로시간
차이 내 설명되는 부분 4.50 100.00% 7.35 100.00%

남편과 부인 각각 본인의 연령, 교육연수, 근로소득, 근로시간의 평균, 배우자의 가사노동시간, 연령, 교육연수, 근로소득, 근로시간을 투입한 첫 번째 모형에 대한 분해기법의 분석결과는 남편의 가사노동시간 감소의 경우 모형 내에서 고려하고 있는 예측변수에 의하여 전체 감소분인 9.99분의 78.28%인 7.82분이 설명되고 있으며, 부인의 경우 전체 감소분인 32.90분의 52.10%인 17.14분을 설명되고 있음을 각각 보여주고 있다.

남편의 가사노동시간 감소와 관련하여, 배우자의 연령 및 가사노동시간, 본인의 근로소득과 근로시간이 모형 내 고려한 예측변수로 인하여 설명되는 부분의 각각 36.83%, 31.97%, 22.76%, 16.50%를 차지하고 있으며, 다른 예측변수에 비하여 상대적인 기여도가 높은 것으로 도출되고 있다. 상대적인 기여도가 높은 주요 예측변수별 기여도를 보다 구체적으로 살펴보면, 분석대상의 주요 특성과 연관 지어 볼 때, 배우자 연령의 기여도는 배우자의 평균적 연령 수준 증가와 배우자 연령과 본인의 가사노동시간 간 부적 연관성이 복합적으로 작용한 데 기인하고 있다. 다만, 맞벌이 부부 구성원 각 평균 연령은 2007년에 비하여 2016년에 각각 5,6세 정도 증가한 것으로 도출되고 있는 바, 이는 종단자료의 특성 상 동일한 개인이 나이가 들어 응답한 효과와 함께 지속적인 만혼 등의 양상이 반영된 것으로 해석할 수 있기 때문에, 평균적 연령 수준 증가만의 영향력으로 보기 어려운 한계점이 존재하고 있다. 배우자의 가사노동시간의 경우, 배우자의 가사노동시간이 관찰기간 내 감소한 양상과 배우자 가사노동시간과 본인 가사노동시간 간 정적(+) 연관성의 복합적 양상에 기인하고 있다. 근로소득과 근로시간의 기여도 추정결과는 결과적으로 두 변수가 1차에 비하여 6차에서 모두 증가하였으며, 모두 남편 본인의 가사노동시간과는 부적으로 연관되어 있음에 기인하고 있다. 본인과 배우자의 근로소득과 근로시간 대신 상대근로시간과 상대근로소득을 투입한 모형 2의 경우, 남편과 부인 모두 설명되는 부분의 비중이 모형 1에 비하여 다소 감소하였음을 확인할 수 있다(남성: 7.82분(78.28%)→5.37분(53.81%), 여성: 17.14분(52.10%)→14.89분(45.26%)). 특히, 맞벌이 부부의 경우 자녀를 출산하는 신혼초기에 가사일이 많고, 자녀가 성장함에 따라 가사일이 줄어드는 생애 흐름과 연관이 있을 개연성과 자녀가 성장하면서 남편의 가사참여도 감소할 개연성 역시 남성의 가사노동시간 감소를 설명할 수 있는 논거로서 의의가 존재하고 있다.

부인의 가사노동시간 감소와 관련하여서는 예측변수에 의하여 설명되는 부분 내 배우자의 가사노동시간 및 연령, 본인의 근로시간, 연령, 근로시간의 기여도가 상대적으로 높은 것으로 나타나고 있으며, 전반적으로 남편의 분석결과와 유사한 양상을 띠고 있다. 다만, 남편의 분석결과와 비교하여 볼 때, 주목할 만한 예측변수는 본인 연령으로, 연령 증가가 부인의 가사노동시간 감소를 가장 크게 견인하고 있는 것으로 도출되고 있다. 남편의 분석결과에서도 마찬가지로 배우자의 연령이 남편의 가사노동시간을 감소시키는 데 가장 크게 기여하는 것으로 도출되고 있다. 이에, 연령 변수를 제외한 나머지 예측변수를 투입하여 추가적으로 분석을 수행한 모형 3의 분석결과에 따른 분해 기법의 결과는 남편과 부인 공히 배우자의 가사노동시간 감소가 각각 자신의 가사노동시간 감소에 가장 크게 기여한 것으로 도출되었으며, 다음으로 자신의 평균근로소득과 평균근로시간이 가사노동시간 감소에 기여한 정도가 큰 것으로 도출되었다. 남편과 부인 각각의 가사노동시간에 대한 평균근로소득과 평균근로시간의 일정 수준 기여도와 관련된 분석결과는 남편과 부인 모두에게 상대적 자원 이론과 경제 의존성 모형, 시간 가용성 이론의 논의가 적용될 수 있는 개연성을 시사하고 있다는 점에서 의의가 있다.

한편 앞서 언급한 바와 같이 설명되지 않는 부분을 직접적으로 해석하기는 어려우나 본 연구가 시점 간 가사노동시간의 차이에 주목하고 있음을 상기하면, 가사노동시간의 차이는 곧 시점 간 차이를 뜻하는 기간 내 가사노동시간의 변화분으로 해석할 수 있다. 그렇다면, 설명되지 않는 부분과 관련하여 이 기간 내 모형에서 통제하지 못한 다른 요인, 가령 이 기간 내 모형에서 통제하지 못한 다른 요인, 가령, 정책 요인과 사회경제적 외적 환경 요인 등의 영향력 잔존 개연성을 그 논거로서 생각해 볼 수 있다.

지금까지의 논의를 종합하여 볼 때, 남편과 부인의 가사노동시간은 공통적으로 1차에 비하여 6차에 감소하고 있는 것으로 도출되었으며, 남편의 경우 본인의 근로소득 및 연령, 배우자의 가사노동시간이, 부인의 경우 본인의 연령 및 근로시간, 배우자의 가사노동시간 및 연령이 각각 이러한 감소를 일정 부분 설명하는 것으로 도출되었다. 다만, 성별 가사노동시간 격차를 완화시키기 위해서는 부인과 남편의 가사노동시간 변화 방향은 각각 감소, 증가하는 방향으로 이어질 필요가 있는 바, 본 연구의 분석결과에 따르면, 남편과 부인 모두 가사노동시간이 감소하고 있어 부부 간 가사노동시간 배분 양상에 있어 비대칭적인 불균등 정도가 완화되었다고 판단하기 어렵다. 이에 차수별 전체 가사노동시간에 대한 맞벌이 부부 구성원 각각의 비중 및 변화 정도를 살펴보면, 부인의 가사노동시간이 크게 감소하였음에도 불구하고, 성별 분담률은 오히려 악화되었음을 확인할 수 있다(표 9).

새창으로 보기
표 9.
각 시점에서의 성별 가사노동시간 비중(%) 변화
남편 부인 합계
1st wave 15.20% 84.80% 100,00%
6th wave 13.17% 86.83% 100,00%
변화 2.03%p 감소 2.03%p 증가 -

추가적으로, 상기 가사노동시간 분담에 대한 비대칭적 양상을 개선시킬 수 있는 개연성을 살펴보기 위하여 남편의 분해 기법 모형에서의 부적 기여도를 형성하고 있는 요인에 대하여 살펴볼 필요가 있다. 즉, 모형 1에서의 배우자의 근로소득, 근로시간이 모두 한 단위 증가하는 경우 남편의 시점 간 가사노동시간의 차이를 –0.58분, –0.27분 증가시키는 것으로 나타나고 있는 바, 이는 부인의 근로소득과 근로시간 변화가 모두 증가하는 방향으로 이루어졌으며 부인의 근로소득 및 근로시간이 각각 남편의 가사노동시간과 정적으로 연관되어 있는 양상의 복합적인 작용에 기인하고 있다. 이는 상대적 자원 이론과 경제 의존성 모형의 논리와 부분적으로 유사한 맥락에서 해석할 수 있는 바, 부인의 근로소득 수준. 근로시간이 증가하는 경우 남편의 가사노동시간을 견인할 수 있음을 시사하고 있다. 이러한 분석결과는 시간 가용성 이론, 상대적 자원 이론, 경제 의존성 모형이 시사하는 바와 그 궤를 같이 하고 있는 것으로 판단된다. 다만 남편의 가사노동시간을 증가시키기 위한 배우자의 근로시간 증가는 일, 가정 양립 정책과는 배치되는 내용으로 판단된다.

Ⅵ. 결론

최근 한국 사회는 여성경제활동참가율의 지속적인 증가 양상과 성 역할 구분에 의한 가사노동시간의 비대칭적인 배분 양상이 혼재되어 있다. 이러한 역설적 상황에 복합적으로 저출산, 고령화의 인구 구조 변화가 가중되어 일, 가정 양립 정책은 더욱 시의성이 높아지고 있다. 이러한 사회적 배경 하에 본 연구는 맞벌이 부부의 가사노동시간 배분에 대한 시간의 흐름에 따른 변화 양상을 심도 있게 살펴보고자 하였다. 맞벌이 부부 성별 가사노동시간이 최근 10여 년 간 어떻게 변화되어 왔는지, 또한 근로시간과 근로소득 및 본인과 배우자 간 상대근로소득과 상대근로소득과 같은 노동시장 참여 특성에 주목하여 이들의 가사노동시간 변화를 야기한 요인을 살펴보는 것은 관련 정책에 대한 보다 구체적인 함의를 도출할 수 있다는 점에서 의의가 있다.

여성가족패널 1차(2007년, 2008년 조사)와 6차(2016년, 2017년 조사) 자료를 병합하고 시점으로 구분하여 분해 기법(decomposition method)을 적용한 본 연구의 주요 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 남편과 부인 모두 시점 간 가사노동시간은 감소하는 것으로 나타났으며, 보다 구체적으로, 남편의 평균가사노동시간은 1차 평균 하루 32.55분에서 6차 평균 하루 22.56분으로 9.99분 감소하였으며, 부인의 경우 1차 181.59분에서 6차 148.69분으로 32.9분 감소한 것으로 도출되었다. 둘째, 1차와 6차 통합자료를 바탕으로 한 합동최소자승회귀모형의 분석결과, 남편과 부인 공통적으로 배우자 대비 본인의 근로소득과 근로시간이 자신의 가사노동시간과 부적으로 유의하게 연관성을 형성하는 것으로 도출되었다. 셋째, 예측변수별 합동최소자승회귀모형의 추정계수와 각 성별, 차수별 집단 특성을 바탕으로 분해 기법을 적용한 분석결과 남편과 부인 공히 가사노동시간 감소를 설명하는 부분에 대하여 본인과 배우자 연령, 본인과 배우자의 가사노동시간, 본인의 근로소득과 근로시간의 기여도가 상대적으로 높은 것으로 도출되었다. 합동최소자승회귀모형과 성별 시점 간 분해기법을 적용한 분석결과는 남편과 부인 모두에게 상대적 자원 이론과 경제 의존성 모형, 시간 가용성 이론의 논의와 유사한 궤를 공유하고 있는 것으로 해석할 수 있다. 다만, 1차와 6차 자료를 합동으로 구축한 자료를 바탕으로 최소자승회귀모형을 적용한 분석결과에서 확인할 수 있는 바와 같이, 부인과 남편의 상대소득과 상대근로시간은 가사노동시간과 각각 부적(−), 정적(+)으로 유의하게 연관되는 것으로 나타났음에도 불구하고, 부인의 가사노동시간 감소를 설명하는 데에 있어서는 부적(−)인 기여도가 도출되었다.

여성의 경제활동참가율이 지속 증가하고 있는 여건 속에서 일, 가정 양립 정책의 실효성을 확보하는 것은 중요한 의미를 가지고 있다고 할 것이다. 성별 가사노동시간 격차를 완화시키기 위해서는 부인과 남편의 가사노동시간 변화 방향이 각각 감소, 증가하는 방향으로 이어질 필요가 있으나, 앞서 언급한 바와 같이 본 연구의 분석결과는 부인, 남편의 가사노동시간 변화가 모두 감소하는 방향으로 이루어지고 있다. 이는 부인의 근로소득과 근로시간이 지속 증가하고 있음에도 불구하고, 맞벌이 부부 간 가사노동시간의 배분이 여전히 비대칭적 양상을 띠고 있을 개연성이 높음을 시사하고 있다. 이에 추가적으로, 본 연구 자료를 바탕으로 차수별 맞벌이 부부 전체 가사노동시간에 대한 부부 구성원 각각의 분담 비중을 살펴본 결과, 부인의 가사노동시간이 크게 감소하였음에도 불구하고 남편은 1차 자료 기준 15.20%에서 13.17%로 감소하고, 여성은 84.80%에서 86.83%로 증가하여, 성별 분담률은 악화된 것으로 도출되었다. 이에 추가적으로 가사노동시간 분담에 대한 비대칭적 양상을 개선시킬 수 있는 개연성을 살펴보기 위하여 남편의 분해 기법 모형에서의 부적 기여도를 형성하고 있는 요인을 관찰한 결과, 부인의 근로소득 수준. 근로시간이 증가하는 경우 남편의 가사노동시간을 증가할 개연성이 존재하는 것으로 나타났다. 이러한 분석결과에 따라 실질적으로는 상대적 자원 이론, 경제 의존성 모형이 이론적 논의와 유사하게 부인(배우자)의 근로소득 수준 향상이 맞벌이 부부 남편의 가사노동시간을 견인할 개연성이 높음을 시사하고 있다.

한편 본 연구는 다음과 같은 부분에서 연구의 한계점을 띠고 있다. 맞벌이 부부 각 구성원별 시점 간 가사노동시간 차이에 있어 자녀 수, 자녀 연령과 같은 변수의 유의미성을 주지하고 있으며, 실제 활용 가능함에 불구하고, 다음과 같은 사유로 본 연구에서는 활용하지 못하였다. 즉, 통념적으로 자녀 수 내지는 자녀 연령이 가사노동시간에 유의미한 영향을 미치는 시기를 상기하면 맞벌이 부부 구성원의 연령 한정이 불가피한데, 이러한 연령의 한정 범위가 모호하였기 때문이다. 추가적으로, 본 자료가 패널자료의 특성을 띠고는 있으나 본 연구의 분석에서는 각 시기별 횡단 모형을 적용함으로서, 동일한 표본에 대한 추적조사의 특성이 반영되지 않고 해당 시점의 자녀 수의 평균 특성만이 반영되는 특징을 띠고 있는데, 분석표본에서 맞벌이 부부의 자녀 수는 1차 시점 기준 평균 1.313명이었으며, 6차 시점 기준은 평균 1.279명인 것으로 나타나, 평균 자녀 수의 차이가 크게 나타나지 않는 것으로 판단하였다. 표본의 평균 특성을 고려하는 본 연구모형의 특징을 고려할 때, 시점 간 각 맞벌이 구성원의 가사노동시간의 차이에 자녀 특성이 크게 영향을 주지 않을 것이라고 판단하였고, 부부 구성원의 근로시간과 근로소득과 같은 요인에 보다 주목하고자 하였다. 그럼에도 자녀의 존재는 부부 간 시간 사용에 있어 매우 중요한 의미를 가지고 있기 때문에 이러한 특성을 통제하지 못한 것은 본 연구의 한계이며, 생략변수 편의(omitted variable bias)를 야기할 개연성이 높다고 판단된다. 또한 임금근로자와 비임금근로자를 구분하지 못하였는데, 이는 관련 이론을 검증하는 데 있어 직종 구분이 가지는 의미를 명확하게 해석하기 어렵다고 판단하였기 때문이다. 시점 간 가사노동시간 차이는 모든 변수가 평균의 개념으로, 집단의 평균적 특성을 반영하는 것인데, 특정 기간의 임금근로자와 비임금근로자의 평균적 비중(양적 수준)이 가사노동시간에 미치는 영향을 해석할 수 있지만 이에 대한 구체적 의미를 찾기 어렵다고 판단하였기 때문이다. 또한 맞벌이 부부 구성원의 경우 대부분 유사한 직종을 가지고 있는 것으로 나타난 바, 즉 부부가 모두 임금근로자이거나 비임금근로자인 경우의 비중이 큰 것으로 나타났고, 다른 경우의 비중이 적은 것으로 도출되었다. 이러한 특성에 기인할 때, 맞벌이 부부 각 구성원의 가사노동시간 영향을 미치는 본인 및 배우자 직종의 평균 수준의 영향력의 의미를 구체적으로 해석하는 것이 모호하다고 판단하였다. 또한 본 연구에서 활용한 여성가족패널은 여성이 배우자의 정보 역시 응답하는 특징을 띠고 있으므로, 응답의 내용이 배우자의 특성을 온전하게 반영하지 못할 개연성이 있기 때문에, 이 역시도 연구의 한계점으로 지적될 수 있다.

그럼에도 불구하고, 본 연구는 성별 가사노동시간의 배분 양상의 두드러진 비대칭적 양상과 여성의 경제활동 참여가 지속적으로 증가하고 있는 두 갈래의 양상이 동시에 사회적 현상으로서 부각되고 있는 한국을 대상으로 하여, 맞벌이 부부의 성별 각각의 가사노동시간 배분이 10여 년간의 시간의 흐름에 따라 어떻게 변화되어 왔는지 살펴보고, 특히, 이와 관련하여, 배우자의 가사노동시간과 근로시간, 근로소득이 이러한 시점 간 변화에 어떻게 기여하였는지 심도 있게 살펴보았다는 점에서 의의가 있다.

30여 년 전 Berk(1985)가 언급한 바와 같이 가사노동이 여전히 성 역할 구분의 개념을 바탕으로 한 배분적 양상이 굳건하게 남아 변화의 여지를 허용하지 않고 있는 것인지, 아니면 지속 변화되고 개선될 여지가 남아있는 것인지, 이러한 물음에 대하여서는 한국의 정부 정책과 개인의 의식, 노동시장을 둘러싼 사회 구조적 변화가 두루 맞물려 빚어지는 결과가 답변이 될 것으로 보인다.

Notes

1)

통계청에서 수집, 구축하고 있는 “생활시간조사” 자료는 가사노동시간을 포함하여 다양한 시간 활용에 대한 연구 자료로서 두루 활용되고 있으나, 생성 주기가 5년이고 현재 공표되어 활용 가능한 최신 자료가 2014년 자료로서 본 연구에서 주목하고 있는 부부 가사노동시간에 대한 최근의 변화 양상을 파악하기 어렵다고 판단하였다.

2)

이러한 특성과 관련하여 응답자들이 실제와 다른 정보를 제공할 가능성에 따라 왜곡이 발생되는 응답 편의(response bias)의 문제가 발생될 개연성이 있다. 관련 사례로서 Watkins과 Cheung(1995)는 응답 스타일과 관련된 성, 문화적 차이에 대해서 실증적으로 살펴본 바, 국가와 상별이 복합적으로 고려되는 경우 응답 스타일에 유의미한 차이가 발견되었음을 제시하고 있다. Sigmon, Pells, Boulard, Whitcomb-Smith, Edenfield, Hermann, ... & Kubik(2005)도 유사한 맥락에서 우을증에 대한 자기 보고에 대하여 성 관련 특성, 사회적으로 바람직한 반응, 정신 건강 및 우을증에 대한 신념과 같은 성 역할 사회화에 따른 성별 차이가 발생됨을 제시함으로서, 응답 편의의 개연성과 함게 특정 상황에서의 응답 편의와 이를 보완하기 위한 추가적인 고려의 필요성을 시사하고 있다. 이러한 점을 상기할 때, 본 연구에서 활용하는 여성가족패널은 여성이 남성의 정보를 모두 응답함으로서, 남성의 정보가 온전히 반영되지 않았을 개연성이 존재한다. 그럼에도 본 자료는 가사노동시간 정보를 포함한 부부 정보와 관련하여 가장 최근의 정보를 활용할 수 있는 장점이 존재하고 있다.

3)

통계청(2019). 맞벌이가구 비율. http://www.index.go.kr/potal/main/EachDtlPageDetail.do?idx_cd=3037에서 2020. 3. 5. 인출.

4)

시점 간 두 집단 간 차이의 변화를 살펴보는 방법으로 Juhn, Murphy, Pierce(1991), Juhn, Murphy, Pierce(1993)의 분해 방법이 존재하고 있는 바, 이 역시도 노동시장에서의 남녀 임금 격차에 주목하여 이들 차이의 시간의 흐름에 따른 변화에 주목하고 있다. 다만, 이들이 제시하고 있는 방법은 Blinder(1973), Oaxaca(1973), Oaxaca와 Ransom(1994)의 방법에서의 설명되는 부분과 대응할 수 있는 관찰되고 있는 효과(observable effect)를 특성효과(endowment effect, quantity effect)와 가격효과(price effect)로 각각 구분하고 있는 바, 본 효과를 성별 가사노동시간의 차이와 예측변수 간 연관성에 대응하여 직관적으로 해석하는 것이 어렵다고 판단하여 본 방법을 적용하지 않았음을 밝히고자 한다. Blinder(1973), Oaxaca(1973), Oaxaca와 Ransom(1994)의 분해 기법은 성별 가사노동시간의 배분적 양상과 관련된 이론적 배경으로 언급하고 있는 시간 가용성 이론과 상대적 자원 이론 및 경제 의존성 모형을 적용하고 이를 직관적으로 해석하는 데 있어 보다 용이한 특징이 존재하고 있다. 다만, Juhn, Murphy, Pierce(1993)와 관련하여 보다 구체적으로 살펴볼 필요가 있는 바, 이들 연구는 임금 격차로 대변되는 임금 불평등의 변화를 시간의 흐름 측면에서 제시하고 있다. 즉, 이들은 집단별 임금 격차와 관련하여 모형 내에서 고려하는 요인으로 설명되는 부분을 크게 두 요소로 구분하였는데, 첫째, 시간의 흐름에 따라 변화된 집단별 숙련도(skill), 즉 교육연수 등의 변화에 따라 발생된 임금 격차의 변화분, 둘째, 숙련도가 고정되어 있다고 가정한 이후 숙련도에 대한 시장에서의 프리미엄이 각 집단별로 돌아가는 차이에 따라 발생된 임금 격차의 변화분이 바로 그것이다. 추가적으로 설명되지 않는 부분과 관련하여, 모형 내에서 고려하지 않은 집단 간 특성 차이의 시점 간 변화가 임금 격차의 시점 간 변화에 미치는 부분과 모형 내에서 고려하지 않은 집단 간 특성에 대한 시장의 보상 차이가 임금 격차의 시점 간 변화에 미치는 부분으로 구분하고 있다. 이들 연구가 제시하는 분석방법의 구성 요인은 본 연구가 주목하고 있는 맞벌이 부부 구성원별 가사노동시간의 변화 양상과 그 궤를 같이 하고 있다고 판단되는 바, 시점 간 가사노동시간이 이들이 말하는 집단별 숙련도와 같이 가사노동시간 변화와 밀접한 연관성이 있는 것으로 보고되고 있는 본인 및 배우자의 연령, 근로소득, 근로시간의 변화에 따라 달라질 수 있음에 주목하고 있는 것이다. 다만 가사노동시간의 시점 간 변화가 본 연구에서 고려하고 있는 예측변수인 맞벌이 부부 각각의 연령, 교육수준, 근로소득, 근로시간, 상대의 가사노동시간 이외에도 많은 영향요인이 존재하고 있다고 판단되나, 본 연구는 가사노동시간의 배분과 관련된 이론에서 주목하는 근로소득과 근로시간 변화에 초점을 두고 있음을 밝히고자 한다.

5)

임금의 경우, 평균적인 양적 수준에 비하여 높은 경우 프리미엄(premium)의 성격을, 그 반대의 경우 페널티(panelty)의 성격을 각각 띠고 있다고 해석할 수 있는 반면, 통념적으로 가사노동시간은 평균적인 수준과 비교하여 더 많은 경우 프리미엄, 더 적은 경우 페널티라고 일반화하기 어려운 특성을 띠고 있다.

6)

한편, 설명되지 않는 부분이 대한 해석은 용이하지 않은 특성이 존재하고 있음을 언급하는 논의(Fairlie, 2005)를 고려하여, 본 연구는 설명되는 부분 내 개별 세부 범주의 예측변수를 중심으로 논의하고자 한다.

References

1 

김수정, 김은지. (2007). 한국 맞벌이 가구에서 가사노동과 경제적 의존의 관계. 한국사회학, 41(2), 147-174.

2 

김은경, 김경희. (2018). 맞벌이 부부의 가용시간 내 가사노동의 분담 격차와 여성의 우울. 가족과 문화, 30(4), 91-113.

3 

남녀고용평등과 일ㆍ가정 양립 지원에 관한 법률 제15109호. (2017, 11 28).

4 

안미영. (2016). 한국 맞벌이 부부의 고용 형태와 가족 내 노동 분업의 젠더 불평등에 관한 연구. 경제와 사회, 112, 13-40.

5 

은기수. (2009). 한국 기혼부부의 가사노동분업. 한국인구학, 32(3), 145-171.

6 

이순미, 김혜경. (2008). 부부간 가사노동 분담에 대한 공평성 인지의 영향요인 연구 - 기혼 취업여성을 중심으로. 가족과 문화, 20(1), 1-25.

7 

이창순. (2014). 맞벌이 부부의 가사노동시간에 대한 연구. 사회과학연구, 40(2), 29-54.

8 

지민웅, 조민수. (2014). 맞벌이 임금근로자 부부의 가사노동시간은 상호 대체재인가? 법정근로시간단축제도 시행에 따른 시장노동시간의 변화를 이용하여. 여성경제연구, 11(1), 1-31.

9 

채로, 이기영. (2004). 맞벌이부부의 가사노동시간과 생활만족도에 관한 연구. 한국가정관리학회지, 22(5), 265-281.

10 

통계청. 통계청, 맞벌이가구 비율, 2019, http://www.index.go.kr/potal/main/EachDtlPageDetail.do?idx_cd=3037, 에서 2020. 3. 5. 인출.

11 

통계청. 통계청, 시계열조회 e-나라지표, 2019, https://www.index.go.kr/potal/stts/idxMain/selectPoSttsIdxSearch.do?idx_cd=4033&stts_cd=403302, 에서 2020. 3. 4. 인출.

12 

허수연. (2008). 맞벌이가구 여성과 남성의 가사노동시간에 관한 연구. 한국여성학, 24(3), 177-210.

13 

Almeida D. M., Maggs J. L., Galambos N. L. (1993). Wives' employment hours and spousal participation in family work. Journal of Family Psychology, 7(2), 233-244, Article Id (doi).

14 

Barnett R. C. (1994). Home-to-work spillover revisited: A study of full-time employed women in dual-earner couples. Journal of Marriage and the Family, 56, 647-656, Article Id (doi).

15 

Berk S. F. (1985). The gender factory: The apportionment of work in American households. New York: Plenum Press.

16 

Bianchi S. M., Milkie M. A., Sayer L. C., Robinson J. P. (2000). Is anyone doing the housework? Trends in the gender division of household labor. Social forces, 79(1), 191-228, Article Id (doi).

17 

Blinder A. S. (1973). Wage discrimination: Reduced form and structural estimates. Journal of Human Resources, 8, 436-455, Article Id (doi).

18 

Brines J. (1993). The exchange value of housework. Rationality and Society, 5, 302-340, Article Id (doi).

19 

Brines J. (1994). Economic dependency, gender, and the division of labor at home. American Journal of Sociology, 100(3), 652-688, Article Id (doi).

20 

Evertsson M., Nermo M. (2007). Changing resources and the division of housework: A longitudinal study of Swedish couples. European Sociological Review, 23(4), 455-470., Article Id (doi).

21 

Fairlie R. W. (2005). An extension of the Blinder-Oaxaca decomposition technique to logit and probit models. Journal of economic and social measurement, 30(4), 305-316, Article Id (doi).

22 

Ferree M. M. (1991). The gender division of labor in two-earner marriages: Dimensions of variability and change. Journal of Family Issues, 12(2), 158-180, Article Id (doi).

23 

Grunow D., Schulz F., Blossfeld H. P. (2012). What determines change in the division of housework over the course of marriage? International Sociolog, 27(3), 289-307, Article Id (doi).

24 

Gupta S. (2006). Her money, her time: Women’s earnings and their housework hours. Social Science Research, 35(4), 975-999, Article Id (doi).

25 

Hiller D. V. (1984). Power Dependence and Division of Family Work. Sex Roles, 10, 1003-1019, Article Id (doi).

26 

Juhn C., Murphy K. M., Pierce B., Kosters M. H. (Ed.). (1991). Workers and Their Wages: Changing Patterns in the United States. Washington D.C.: AEI Press. pp. 107-143, Accounting for the slowdown in black-white wage convergence.

27 

Juhn C., Murphy K. M., Pierce B. (1993). Wage inequality and the rise in returns to skill. Journal of political Economy, 101(3), 410-442, Article Id (doi).

28 

Killewald A. (2011). Opting out and buying out: Wives' earnings and housework time. Journal of Marriage and Family, 73(2), 459-471, Article Id (doi).

29 

Lam C. B., McHale S. M., Crouter A. C. (2012). The division of household labor: Longitudinal changes and within?Couple variation. Journal of Marriage and Family, 74(5), 944-952, Article Id (doi).

30 

Nickols S. Y., Metzen E. J. (1982). Impact of wife’s employment upon husband's housework. Journal of family issues, 3(2), 199-216, Article Id (doi).

31 

Oaxaca R. (1973). Male–female wage differentials in urban labor markets. International Economic Review, 14, 693-709, Article Id (doi).

32 

Oaxaca R., Ransom M. R. (1994). On discrimination and the decomposition of wage differentials. Journal of Econometrics, 61, 5-21, Article Id (doi).

33 

Sigmon S. T., Pells J. J., Boulard N. E., Whitcomb-Smith S., Edenfield T. M., Hermann B. A., Kubik E. (2005). Gender differences in self-reports of depression: The response bias hypothesis revisited. Sex Roles, 53(5-6), 401-411, Article Id (doi).

34 

Sullivan O., Gershuny J. (2016). Change in spousal human capital and housework: A longitudinal analysis. European Sociological Review, 32(6), 864-880, Article Id (doi).

35 

Treas J., Drobnič S. (Eds.). (2010). Dividing the domestic: Men, women, and household work in cross-national perspective. Stanford University Press.

36 

Watkins D., Cheung S. (1995). Culture, gender, and response bias: An analysis of responses to the Self-Description Questionnaire. Journal of cross-cultural psychology, 26(5), 490-504, Article Id (doi).