사기 범죄 피해 경험과 삶의 만족도의 관계에서 배우자 존재의 조절 효과
The Moderating Role of Spousal Presence in the Association Between Fraud Victimization and Life Satisfaction
Lee, Jinyoung1
보건사회연구, Vol.45, No.4, pp.492-510, December 2025
https://doi.org/10.15709/hswr.2025.45.4.492
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 사기 범죄는 개인의 경제적 손실과 심리적 고통을 초래하는 심각한 범죄이지만 피해에 의한 정서적, 관계적 영향에 대한 연구는 여전히 제한적이다. 특히 배우자와 같은 가까운 사회적 지지망이 사기 피해 이후 피해자의 삶의 만족도에 미친 역할에 대해서는 실증적인 연구가 거의 진행되지 않았다. 이에 본 연구는 사기 범죄로 인한 피해 경험과 배우자의 존재가 삶의 만족도에 어떠한 조절 효과를 나타내는지 살펴보고자 하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 사기 피해 경험은 삶의 만족도를 낮추며, 배우자가 있는 경우 그 부정적인 영향은 증가하였다. 이러한 결과는 배우자의 존재가 보호 요인으로 작용하기보다는 스트레스 상황에서 부담 요인으로 작용했을 가능성을 시사한다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 사기 피해자의 삶의 만족도를 회복하기 위해서는 피해 구제 절차를 간소화하고, 실효성 있는 보상 체계 및 배우자를 포함한 가족 단위의 경제적·심리적 지원체계를 구축해야 한다. 또한 추후 연구에서는 사기 피해의 유형과 심각도, 피해 금액 및 관계 만족도와 같은 세부적인 요인들을 고려하여 사기 피해 이후 심리적·관계적 변화 과정을 살펴볼 필요가 있다.
Abstract
Fraud has been recognized as a serious problem in South Korea. This study analyzed the impact of fraud victimization on subjective well-being while exploring the moderating effect of marital status. Using data from the 「2022 Korean Crime Victim Survey」 conducted by the Korean Institute of Criminology and Justice, the analysis included responses from 15,397 individuals. The main findings are as follows. First, fraud victimization had a negative effect on life satisfaction; however, this effect varied depending on marital status. Second, having a spouse had a significant positive effect on life satisfaction. Third, the interaction between fraud victimization and marital status demonstrated a significant negative effect, indicating that the negative impact of victimization was greater among individuals with a spouse. Finally, factors such as age, educational attainment, income level, frequency of online activity, interactions with neighbors, and trust in the police positively influenced life satisfaction, while disability status had a negative effect. These findings highlight the importance of social support networks in the recovery process following fraud victimization and suggest the need for policy interventions to assist victims in their financial and psychological recovery.
초록
최근 우리 사회에서는 사기 범죄가 심각한 사회문제로 인식되고 있다. 본 연구는 사기 범죄 피해가 개인의 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석하고, 이 관계에서 배우자 존재가 어떠한 조절 효과를 나타내는지를 분석하였다. 분석 자료는 한국형사·법무정책연구원에서 실시한 「2022년 전국범죄피해조사」 데이터를 활용하였고, 설문 조사에 응답한 15,397명을 분석 대상으로 하였다. 연구 결과는 다음과 같다. 첫째, 사기 피해 경험은 삶의 만족도에 부정적인 영향을 미쳤으나, 그 효과는 배우자의 유무에 따라 달라지는 것으로 나타났다. 둘째, 배우자의 존재는 삶의 만족도를 높이는 유의미한 정(+)의 영향을 미쳤다. 셋째, 사기 피해 경험과 배우자 유무 간의 상호작용은 유의미한 부(-)의 효과를 보여, 배우자가 있는 경우 피해의 부정적 영향이 더 크게 나타났다. 마지막으로 연령, 교육 수준, 소득 수준, 온라인 사용 빈도, 이웃과의 상호작용, 경찰에 대한 신뢰는 삶의 만족도에 긍정적인 영향을 미쳤으며, 장애 여부는 부정적인 영향을 미쳤다. 이에 본 연구는 사기 피해 이후 개인의 회복 과정에서 사회적 지지망의 중요성을 강조하며, 피해자의 재정적 및 심리적 회복을 지원하기 위한 정책적 개입의 필요성을 시사한다.
Ⅰ. 서론
사기 범죄는 전 세계적으로 심각한 사회적 문제로 인식되고 있다. 특히 한국에서는 ‘사기 공화국’이라는 표현이 사용될 정도로 다양한 유형의 사기 범죄가 빈번하게 발생하고 있다. 사기 범죄는 타인을 기만하거나 허위 정보를 이용하여 경제적 이익을 취하는 행위를 말하며, 정보통신 기술의 발전으로 그 수법은 더욱 다양해지고 피해자에 대한 접근이 용이해졌다(Cross, 2019). 그로 인해 피해 규모가 확대되었으며, 사기 범죄는 개인의 피해를 넘어 국가 차원으로까지 해악을 끼치는 범죄로 인식되었다(Rima et al., 2020).
사기 범죄의 피해자는 단순한 경제적 손실을 넘어 다른 범죄 유형과 유사하거나 그보다 더 심각한 수준의 심리적 고통과 대인 관계에서의 어려움을 겪을 수 있으며, 이러한 경험은 일상생활과 삶의 만족도에 부정적인 영향을 미칠 수 있다(Cross et al., 2016; Whitty & Buchanan, 2016). 예를 들어 사기 범죄 피해를 경험한 개인은 우울증, 분노, 자살 사고 등의 정신적 고통을 빈번하게 겪을 수 있고, 이러한 고통은 일시적이지 않고 장기적으로 지속되는 경향이 있다(Nolte et al., 2024; Sarriá et al., 2019). 또한 피해자는 자기에 대한 신뢰를 상실하고 사회적 관계에서 불안감을 느끼게 되어 심리적 스트레스가 증가할 수 있다(Button et al., 2014; Whitty & Buchanan, 2016). 그러나 사기 범죄는 신체적인 폭력과는 다르게 그 피해가 눈에 띄지 않기 때문에 피해자 주변인들뿐만 아니라 사회의 분위기조차 사기 범죄를 심각하지 않은 경미한 범죄로 인식하고 있다(Duffield & Grabosky, 2001; Button et al., 2014). 하지만 이러한 인식은 피해자에게 추가적인 낙인을 부여해 피해자가 탐욕적이거나 순진하다는 비난을 받게 되는 태도로 이어지며, 피해자에게 죄책감을 심어주고 자기 비난을 내면화하여 2차 가해로 이어질 수 있다(Cross, 2019; Carter, 2021).
이러한 부정적인 환경에서 피해자가 보유한 자원(예, 일상생활에서 기대할 수 있는 사회적 지지망인 친밀한 관계에서의 지지)은 피해 이후 삶의 만족도를 유지하거나 회복하는 데 중요한 역할을 수행할 수 있다(Dolbier & Steinhardt, 2000; Yap & Devilly, 2004). 특히 가장 가까운 지지망인 배우자는 피해자가 경험하는 고통과 스트레스를 완화하는 데 중요한 보호 요인으로 작용할 수 있다(Yap & Devilly, 2004). 반면 사기 범죄 피해는 사회적 지지망을 약화시킬 수 있으며, 특히 경제 공동체로 분류되는 배우자와의 관계에서 더욱 두드러질 수 있다. 예를 들어 경제적 불안정성은 가족 내 긴장감을 증가시키고 일상생활에서의 지지망을 약화시켜 가족 유대감을 저하하는 요인으로 작용할 수 있다(Button et al., 2014; Wadsworth & Compas, 2002). 이러한 상반된 연구들은 사기 범죄 피해가 피해자의 지지망이 상황에 따라 삶의 만족도에 다르게 적용될 수 있음을 시사한다. 하지만 사기 범죄 피해 경험이 배우자의 존재 여부에 따라 피해자의 삶의 만족도에 어떻게 작용하는지에 대한 실증적인 연구는 거의 이루어지지 않은 실정이다.
따라서 본 연구는 기존 연구의 공백을 메우고자, 사기 범죄 피해 경험이 개인의 삶의 만족도에 미치는 효과를 분석하고 이 과정에서 배우자의 유무가 미치는 조절 효과를 탐색하고자 한다. 이를 통해 피해자의 재정적 및 심리적 회복을 지원하기 위한 정책적 시사점을 제시하는 것을 목표로 한다.
Ⅱ. 선행 연구 검토
1. 한국의 사기 범죄 피해
최근 한국에서는 사기 범죄가 심각한 사회 문제로 대두되고 있다. 형법 제347조에 따르면, 사기 범죄는 ‘사람을 기망하여 재물의 교부를 받거나 재산상의 이익을 취하는 범죄 행위’로 정의된다. 사기 범죄의 유형으로는 자녀 납치 및 사고를 빙자한 편취, 메신저를 통해 지인을 사칭하여 송금을 요구하는 경우, 그리고 인터넷 뱅킹을 이용한 카드론 대금 및 예금 편취 등이 포함된다. 이러한 사기 범죄는 매년 증가하고 있는 추세이다(표 1).
표 1
대검찰청에서 보고한 사기 범죄 발생 건수(2018-2023)
| 연도 | 발생 건수 | 발생비 | 전년 대비 증감률 |
|---|---|---|---|
| 2018 | 278,566 | 537.5 | 13.1 (↑) |
| 2019 | 313,593 | 604.8 | 27.2 (↑) |
| 2020 | 354,154 | 683.3 | 43.7 (↑) |
| 2021 | 297,981 | 577.0 | 21.4 (↑) |
| 2022 | 329,358 | 640.3 | 34.7 (↑) |
| 2023 | 354,055 | 689.8 | 45.1 (↑) |
출처: “10년 동안 범죄발생 및 범죄자 특성 추이”, 대검찰청, 2024.
이외에도 금융감독원에서 보고한 2023년 보이스피싱 피해액은 1,965억 원이었으며, 이는 전년 대비 35.4% 증가한 수치이다. 또한 전세 사기의 경우에는 2023년 6월까지 피해자 수가 12,928명에 이르렀다(대한민국 정책 브리핑). 이처럼 사기 범죄는 개인의 경제적 손실에서 그치지 않고 사회 전반에도 부정적인 영향을 미치고 있다. 그럼에도 불구하고 사기 범죄 피해자는 피해 사실을 신고하는 비율이 낮으며, 형사사법제도 내에서도 상대적으로 소외되는 경향이 있다(Titus et al., 1995; Mason & Benson, 1996; Deem, 2000; Schoepfer & Piquero, 2009). 이는 사기 범죄 피해가 여전히 '심각하지 않은 범죄'로 인식되는 사회적 분위기와 관련이 있으며, 이러한 인식은 피해자들의 고통을 가중시킬 수 있다. 이러한 사회적 분위기는 피해 회복을 위한 사회적 및 제도적 지원의 부족으로 이어지기도 한다. 따라서 사기 범죄는 단순한 금전적 손실에 그치지 않고, 삶의 만족도를 포함한 전반적인 삶의 질에 부정적인 영향을 미칠 수 있다는 점을 인식할 필요가 있다.
2. 삶의 만족도와 사기 범죄 피해 경험
삶의 만족도는 개인이 자신의 삶을 평가하고 느끼는 방식을 포괄하는 개념으로, 이는 삶의 질, 정신 건강, 사회적 적응과 밀접하게 연관되어 있다(Diener et al., 1999). 건강한 웰빙은 개인의 수명을 연장시키기도 하고, 질병이 회복되는 것과 같이 감정적인 측면을 넘어서 다양한 생활 영역과 상호작용한다(Kassem, 2024). 특히 소득이 증가하거나 안정적인 상태이거나 고용 상태에 있을 때 삶의 만족도가 향상되는 경향이 있다(Hanslmaier, 2013). 하지만 사기 범죄 피해와 같이 경제적인 손실이 발생할 때 개인의 삶의 만족도는 감소할 가능성이 있다(Janssen et al., 2021). 예를 들어 Golladay와 Snyder(2023)의 연구에서는 2017년 미국 국가범죄피해조사(NCVS)에서 실시한 66,200명(응답률 77.3%)의 설문 응답 결과 상품 사기, 관계 사기 등의 금융 사기 범죄 피해 경험은 소득수준과 성별에 따라 차이가 있었지만 정서적 고통과 재정적 문제를 유의미하게 증가시켰다고 보고하였다.
또한 피해자들은 폭력 범죄 피해자들과 유사한 수준으로 심각한 심리적 피해를 경험하고 있다(Schoepfer & Piquero, 2009). 일부 피해자는 이러한 경험을 강간 피해와 동일시하기도 하며, 낮은 자존감과 당혹감 같은 부정적 감정을 장기적으로 겪는 경우가 많다(Schoepfer & Piquero, 2009; DeLiema et al., 2017). 재정적인 안정감은 전반적인 행복의 핵심 요소이며, 그것이 낮을 경우 개인은 물질적 어려움을 느끼고 생계유지에 있어 더 큰 어려움을 겪을 가능성이 높다(Netemeyer et al., 2018; Brüggen et al., 2017). 그러나 피해자의 회복을 지원하는 체계적인 서비스는 여전히 부족하다(Cross, 2019). 이처럼 사기 범죄 피해 경험은 단순한 경제적 손실을 넘어서 개인의 삶의 만족도에 부정적인 영향을 끼칠 수 있다.
3. 삶의 만족도와 배우자 여부
사회적 지지는 삶의 만족도에 중요한 영향을 미치는 요인으로 널리 연구되어 왔다(Field & Schuldberg, 2011; Ganster & Victor, 1988). 사회적 지지에는 가족, 친구, 이웃, 그리고 제도적 지원 등이 포함되며, 신체적 및 정신적 건강에 긍정적인 영향을 미치고 스트레스의 부정적인 영향을 완화하는 데 기여한다(Field & Schuldberg, 2011). 이러한 지지는 신체 건강보다 정신 건강에 더 큰 영향을 미치며, 특히 가족이나 친구와 같은 친밀한 관계에서 이루어지는 사회적 지지는 삶의 만족도를 회복하는 데 중요한 역할을 한다.
그중에서도 배우자의 존재는 삶의 만족도에 중요한 보호 요인으로 작용할 수 있다. Aneshensel과 Stone(1982)은 가까운 관계가 스트레스의 심리적 영향을 완화하는지 여부를 조사하였는데, 연구 결과 스트레스와 우울 증상 간의 관계는 사회적 지원 수준에 관계없이 유사하게 나타났으며 사회적 지원은 스트레스의 부정적인 영향으로부터 보호하는 역할보다는 우울 증상 개선에 중요한 역할을 하였다. 또한 Raffaelli와 동료들(2013)의 연구에서도 가족 지원은 스트레스와 부정적인 결과 간의 관계를 완화하는 역할을 수행하였다. 한국의 연구에서도 비슷한 결과를 보인다. 김성언(2018)은 배우자가 있는 사람의 삶의 만족도가 미혼자, 이혼자, 사별자보다 유의미하게 높다고 보고하였으며, 이민아(2020)는 결혼한 사람들의 주관적 안녕이 더 높다는 결과를 제시하였다. 박희봉과 이희창(2005)의 연구에서도 결혼한 개인은 미혼자, 이혼자, 또는 사별한 사람들에 비해 더 높은 수준의 삶의 만족도와 정서적 안녕을 보고할 가능성이 높았다. 이러한 연구들은 배우자의 지지가 경제적 안정성이나 소속감 등 삶의 만족도를 향상시키는 데 기여한다는 것을 보여준다(김지훈 외, 2013). 즉 배우자의 존재는 정서적 지지나 경제적 안정감, 사회적 소속감을 통해 삶의 만족도를 높인다는 점을 일관되게 보여준다.
4. 배우자 유무에 따른 사기 범죄 피해와 삶의 만족도 간 관계의 조절 효과
범죄 피해자의 삶의 만족도에 있어서 배우자는 삶의 만족도를 높이는 완충적인 역할을 할 수 있다(Cohen & Wills, 1985; Field & Schuldberg, 2011). 그러나 사기 범죄 피해에서는 다른 결과를 보이기도 한다. 사회적 관계가 항상 긍정적인 효과만을 가져오는 것은 아니며 갈등이나 긴장, 스트레스 등 심리적 고통을 증가시킬 수도 있다(Cranford, 2004). 특히 가정에 경제적 어려움이 있을 경우 배우자의 존재는 보호 요인(buffer)으로 작용하기 보다는 오히려 재정적 부담을 증가시키고, 그 과정에서 배우자 간의 지지(support)가 감소하거나 관계가 악화될 수 있다. 815명의 실직자를 대상으로 한 연구(Vinokur et al., 1996)에 따르면 재정적 부담은 두 파트너 모두의 우울 증상에 유의미한 영향을 미쳤으며, 배우자 간 사회적 지지가 약화되는 결과를 보고하였다. 이러한 맥락에서 볼 때 스트레스 상황에서 배우자의 존재는 추가적인 부담(burden)으로 작용할 가능성이 있다. 실제로 Brenner와 동료들(2020)의 연구에서는 사기 범죄 피해 경험은 피해자의 고통에 그치지 않고 피해자의 대인 관계 및 결혼생활에도 부정적인 영향을 미칠 수 있다고 보고하였다. 또한 Button과 동료들(2014)의 연구에서도 재산 손실이 발생했을 때 파트너에게 이를 숨기거나 가족 구성원이 사기 범죄 피해에 개입되었을 경우, 관계의 단절이나 가족관계의 붕괴로 이어질 수 있다고 지적하였다.
이처럼 사기 범죄 피해는 단순히 개인의 자산 손실에 그치지 않고 친밀한 관계에서의 신뢰 붕괴를 초래할 수 있으며, 재정적 손실로 인한 경제적 부담은 부부 간의 갈등을 심화시키거나 정서적 지지를 약화시키는 방향으로 작용할 수 있다. 이러한 맥락에서 사기 범죄 피해는 궁극적으로 삶의 만족도를 감소시킬 수 있으며, 특히 배우자가 있는 경우 경제적 손실과 긴장이 부부 관계에 부담을 증가시켜 부정적인 영향을 초래할 수 있다. 이에 따라 본 연구는 사기 범죄 피해와 삶의 만족도 간 관계에서 배우자의 존재가 가지는 조절효과를 분석하고자 한다.
5. 삶의 만족도를 설명하는 다차원적 요인
삶의 만족도는 사기 피해와 배우자 유무 외에도 다양한 개인적·사회적 요인들과 연관되어 있다. 먼저 연령, 성별, 교육 수준 등 인구통계학적 요인이 삶의 만족도에 영향을 미칠 수 있다(Frey & Stutzer, 2010; Hanslmaier, 2013). 성별은 삶의 만족도 연구에서 자주 사용되는 요인으로, 선행 연구에 따르면 여성이 남성보다 삶의 만족도나 행복(happiness) 정도가 더 높게 나타난다(Helliwell et al., 2015; 신미정, 이양수, 2018). 연령의 경우 삶의 만족도는 'U자형' 곡선을 띄게 되는데(Helliwell et al., 2015), 일반적으로 젊은 시절에는 삶의 만족도가 높다가 점차 감소하는 경향을 보이며 연령이 증가함에 따라 다시 삶의 만족도가 증가하는 경향이 나타난다. 하지만 신미정과 이양수(2018)의 연구에 따르면 외국에서는 연령이 증가할 때 웰빙이 증가하는 반면, 한국에서는 연령이 증가할 때 웰빙이 감소한다. 교육 수준은 건강 수준이 높을수록 삶의 만족도를 증가시키는 경향이 있다(신미정, 이양수, 2018). 교육은 사회적 및 경제적 기회를 증가시키며, 교육 수준이 높은 사람들의 삶의 만족도가 더 높게 나타난다(Fried, 1984; 신미정, 이양수, 2018). 마지막으로 장애를 가진 사람은 재정적 및 사회적 어려움으로 인해 삶의 만족도가 낮게 나타나는 경향이 있다(Aitken et al., 2022).
두 번째로 온라인 사용 빈도는 ICT 발전 이후 삶의 만족도에 영향을 미친다. 예를 들어 적절한 온라인 활동은 정보접근성과 소속감을 느끼게 하며 개인의 웰빙을 향상시킬 수도 있지만, 과도한 사용이나 부정적인 경험은 웰빙을 저하시킬 수 있다(Shaw & Gant, 2002; Keles et al., 2020). 특히 온라인을 통한 사회적 상호작용은 현실 세계의 사회적 지지망을 보완하거나 확장할 수 있는 가능성을 제공하여, 사회적 지지망 강화에 기여할 수 있다(김은미 외, 2010).
세 번째로 지역사회 내 이웃과의 상호작용은 이웃 간의 신뢰, 비공식적 자원의 지원, 그리고 사회적 유대감을 형성하여 소속감을 강화하고 삶의 만족도를 증진시키는 중요한 요인으로 작용한다(Kim & Kawachi, 2006). 반면 사회적 고립은 이웃이나 사회로부터의 지지망이 부재함을 의미하며, 이는 개인의 사회적 욕구를 충족시키고 의미있는 사회적 관계망 부재로 이어져 삶의 만족도 저하를 초래하기도 한다(Berg & Cassells, 1992; Hortulanus & Machielse, 2006; 권혁철, 2019). 따라서 이웃과의 관계는 개인의 심리적 안정과 삶의 만족도를 향상시키는 중요한 사회적 자원으로 작용할 수 있다.
네 번째로 경찰에 대한 신뢰는 지역사회의 안전 인식 및 심리적 안녕에 영향을 미칠 수 있다. 경찰에 대한 높은 신뢰는 자신의 생활환경을 보다 안전하고 긍정적으로 인식할 수 있게 하며, 이는 불안 감소와 전반적인 삶의 만족도 향상으로 이어질 수 있다(김성언, 2018). 반면 경찰에 대한 불신은 불안과 스트레스를 증가시켜 삶의 질을 저하시킬 수 있다.
결론적으로 인구통계학적 특성뿐만 아니라 온라인 활동 빈도, 지역사회 내 이웃과의 관계, 그리고 제도적 신뢰는 삶의 만족도에 영향을 미친다. 따라서 삶의 만족도와 관련해서는 다차원적 요인을 종합적으로 고려해야 한다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 데이터
본 연구는 한국형사·법무정책연구원에서 실시한 「2022년 전국범죄피해조사」 데이터를 활용하였다. 이 조사는 대한민국에 거주하는 일반 가구와 만 14세 이상의 가구원을 대상으로 진행되었다. 표본 추출은 층화 확률 비례추출법을 적용하여 17개 시도 및 동/읍/면을 고려한 26개 층에서 조사구를 선정한 후, 각 조사구 내에서 계통추출 방식을 통해 10가구를 선정하였다. 조사 자료에는 설계 가중치, 무응답 조정 가중치, 사후 층화 가중치가 적용되어 분석의 대표성을 높였다. 자료 수집은 가구 방문을 통한 대면 조사와 자기기입식 조사를 병행하여 진행되었으며, 조사는 2023년 6월 19일부터 8월 4일까지 실시되었다. 본 연구에서는 이 중 유효 응답자 15,397명을 최종적으로 분석에 활용하였다.
2. 측정 도구
가. 종속 변수: 삶의 만족도
본 연구에서는 삶의 만족도를 측정하기 위해 “귀하는 자신의 전반적인 일상생활에 대하여 어느 정도 만족하십니까?”라는 질문을 사용하였으며, 응답은 1점에서 11점까지의 리커트 척도로 제공되었다. 이때 1점은 “전혀 만족하지 않는다”, 6점은 “보통”, 11점은 “매우 만족한다”를 의미한다.
나. 독립 변수: 사기 범죄 피해 경험
사기 범죄 피해는 “작년(2022년) 한 해 동안, 귀하는 아래에 예시한 속임(사기)으로 재산 피해를 입었거나 그럴 뻔한 경우가 있었습니까?”라는 질문을 통해 측정되었으며, 응답은 ‘1=있었다’, ‘0=없었다’로 코딩하였다. 본 연구에서는 사기 범죄 피해의 문항 중 ‘그럴 뻔한 경우’를 포함하였다. 이는 실제 피해 경험과 유사하게 삶의 만족도에 부정적인 영향을 미칠 수 있기 때문이다. 선행 연구(Junger et al., 2023; Edwards et al., 2025)에서도 ‘피해 직전 단계의 노출 경험(near victimization)’을 변수로 활용하고 있으며, 이는 사기 피해 위험을 반영하고 잠재적 피해 위험군을 포괄적으로 파악하는 데 유용하다. 사기 유형으로는 1) 누군가가 돈을 갚을 의사나 능력이 없으면서 갚겠다고 속여 돈을 빌려 가서 못 받음, 2) 누군가가 전화, 문자, 카카오톡 등으로 가족, 친구, 은행, 경찰, 검찰 등을 사칭하여 돈이나 개인 정보를 요구함, 3) 누군가가 전화로 자녀가 사고(납치, 교통사고 등)를 당했다고 하면서 돈을 요구함, 4) 중고 거래 사이트나 인터넷 쇼핑몰에서 송금 또는 결제를 하였으나 물건을 받지 못함, 5) 누군가가 인터넷 주소(링크) 접속이나 전화 상담을 유도하여 돈이나 개인 정보를 빼냄, 6) 가짜 상품을 진품이라고 속여 판매함, 7) 공짜, 할인, 경품 당첨 등을 미끼로 상품을 구매하게 함, 8) 주식, 분양, 사업 등의 이야기에 속아서 돈을 투자했다가 돌려받지 못함, 9) 기타의 사기(속임수)로 인한 재산상의 피해가 포함되었다.
다. 조절 변수: 배우자 유무
본 연구의 조절 변수인 배우자 유무는 본인에게 현재 존재하는지 여부를 기준으로 측정되었다. 본 변수는 ‘1=미혼’, ‘2=현재 배우자 있음(동거 포함)’, ‘3=사별이나 이혼(별거 포함)’으로 구성되었다. 분석 과정에서는 ‘2=현재 배우자 있음’을 ‘1=배우자 있음’으로, ‘1=미혼’과 ‘3=사별이나 이혼’을 ‘0=배우자 없음’으로 코딩하였다.
라. 통제 변수
1) 인구통계학적 요인(성별, 연령, 교육 수준, 소득 수준, 장애 여부)
인구통계학적 요인은 성별, 연령, 교육 수준, 소득 수준, 장애 여부로 구성되어 있다. 성별은 ‘1=남’, ‘2=여’로 구성되었으며, 분석에서는 ‘0=남’, ‘1=여’로 코딩하였다. 교육 수준은 정규교육을 기준으로 하였으며, ‘1=받지 않았음(미취학 포함)’, ‘2=초등학교’, ‘3=중학교’,’ 4=고등학교’, ‘5=대학교(2, 3년제)’, ‘6=대학교(4년제 이상)’, ‘7=대학원 이상’으로 구성되었다. 분석에서는 ‘1=고학력(정규교육: 대학 이상)’과 ‘0=저학력(정규교육: 대학 미만)’으로 코딩하였다. 소득 수준은 “작년(2022년) 한 해 동안, 귀 가구의 세금 공제 전 월평균 소득은 얼마입니까? (※ 소득은 근로소득, 사업소득, 재산소득, 이전소득 등의 합계 금액을 말합니다)”라는 문항으로 구성되었다. 해당 변수는 ‘1=월평균 100만 원 미만’, ‘2=월평균 100~200만 원 미만’, ‘3=월평균 200~300만 원 미만’,’ 4=월평균 300~400만 원 미만,’ ‘5=월평균 400~500만 원 미만’, ‘6=월평균 500~600만 원 미만’, ‘7=월평균 600~700만 원 미만’, ‘8=월평균 700~1,000만 원 미만’, ‘9=월평균 1,000만 원 이상’의 9개의 범주로 구분되어 있다. 응답자의 실제 분포를 고려하여 소득 수준을 상·중·하 세 집단으로 구분하였으며 ‘0=하(코드 1-3)’, ‘1=중(코드 4-5)’, ‘2=상(코드 6-9)’으로 코딩하였다. 장애 유무는 장애인복지카드 소지 여부를 기준으로 하였으며, ‘1=있음’과 ‘2=없음’으로 구성되었다. 분석에서는 ‘1=있음’, ‘0=없음’으로 코딩하였다. 분석 시 사회경제적 지위 구분을 명확히 하기 위해 서열형 변수를 더미형 변수로 변환하였다.
2) 온라인 사용 빈도
온라인 사용 빈도와 관련된 요인으로는 “귀하는 작년(2022년) 한 해 동안, 다음과 같은 활동을 얼마나 자주 하였습니까?”라는 문항을 통해 인스턴트 메신저, SNS, 인터넷 쇼핑, 인터넷 뱅킹 등 다양한 활동이 포함되었다. 각 문항은 1점(전혀 그렇지 않다)부터 5점(매우 그렇다)까지의 척도로 구성되어 있다. 각 문항 간 내적 일관성이 높게 나타나, 문항들을 통합하여 온라인 사용 빈도의 단일 척도를 구성하기 위해 평균값을 사용하였다(Cronbach‘s á=0.844).
3) 이웃과의 상호작용
이웃과의 상호작용 변수는 지역 내 상호작용 수준을 측정한 것으로 “작년(2022년) 연말 기준으로 우리 동네 사람들에 대해 생각하는 것을 응답해 주십시오.”라는 문항에서 “서로 잘 알고 지내는 편이었다”, “동네에서 일어나는 일에 대해 자주 이야기했다”, “어려운 일이 있으면 서로 잘 도왔다”, “동네의 각종 행사와 모임에 적극적으로 참여했다” 등이 포함되었다. 각 문항 간 내적 일관성이 높게 나타나, 문항들의 평균값을 사용하여 단일 척도를 구성하였다(Cronbach‘s á= 0.872).
4) 경찰에 대한 신뢰도
경찰에 대한 신뢰도는 “작년(2022년) 연말 기준으로 우리 동네 경찰에 대해 느낀 점을 응답해 주십시오.”라는 문항을 통해 “순찰 활동을 잘 하고 있었다”, “범죄사건이 발생하여 신고하면 즉시 출동할 것 같았다”, “범죄사건을 신고하면 반드시 범인을 잡아줄 것 같았다”로 측정되었다. 각 문항 간 내적 일관성이 높게 나타나, 문항들의 평균값을 사용하여 경찰 신뢰도의 단일 척도를 구성하였다(Cronbach‘s á= 0.776).
표 2
통제 변수의 기술 통계 및 신뢰도
| 변수 | 평균 | 요인적재량 | Cronbach‘s á | 최소 | 최대 | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 온라인 사용 빈도 | 인스턴트 메신저 (카카오톡 등) | 3.739 | 0.677 | 0.844 | 1 | 5 |
| SNS (페이스북, 인스타그램, 블로그 등) | 2.454 | 0.691 | 1 | 5 | ||
| 인터넷 쇼핑 | 2.697 | 0.829 | 1 | 5 | ||
| 인터넷 뱅킹, 인터넷 금융 | 2.864 | 0.787 | 1 | 5 | ||
| 이웃과의 상호작용 | 서로서로 잘 알고 지내는 편이었다 | 3 | 0.791 | 0.872 | 1 | 5 |
| 동네에서 일어나는 일에 대해 자주 이야기했다 | 2.635 | 0.777 | 1 | 5 | ||
| 어려운 일이 있으면 서로 잘 도왔다 | 2.799 | 0.805 | 1 | 5 | ||
| 동네의 각종 행사와 모임에 적극적으로 참여했다 | 2.429 | 0.748 | 1 | 5 | ||
| 경찰에 대한 신뢰도 | 순찰 활동을 잘 하고 있었다 | 3.444 | 0.61 | 0.776 | 1 | 5 |
| 범죄사건이 발생하여 신고하면, 즉시 출동할 것 같았다 | 3.766 | 0.755 | 1 | 5 | ||
| 범죄사건을 신고하면, 반드시 범인을 잡아줄 것 같았다 | 3.509 | 0.736 | 1 | 5 | ||
Ⅳ. 연구 결과
1. 인구통계학적 요인
<표 3>은 인구통계학적 특성을 나타낸다. 성별 분포는 남성이 47.33%(n=7,288), 여성이 52.67%(n=8,109)로, 여성 비율이 상대적으로 높았다. 연령대별로는 60대 이상이 5,695명(36.99%)으로 가장 많았으며, 그다음으로 50대가 3,077명(19.98%), 40대가 2,349명(15.26%), 30대가 2,014명 (13.08%), 20대가 1,725명(11.20%), 10대가 537명(3.49%)으로 나타났다. 교육 수준은 ‘대학 미만’이 8,309명(53.97%), ‘대학 이상’이 7,088명(46.03%)으로 대학 미만 학력이 다소 높은 비율로 나타났다. 소득 수준은 고소득(상)이 6,167명(40.05%), 중간 소득(중)이 5,392명(35.02%), 저소득(하)이 3,838명(24.93%)으로 나타났다. 마지막으로 장애 유무에 대한 결과는 장애가 없는 경우가 15,092명(98.02%)으로 장애가 있는 경우(1.98%)보다 비율이 높았다.
표 3
인구통계학적 요인
| 변수 | 명 | % | |
|---|---|---|---|
| 성별 | 남 | 7,288 | 47.33% |
| 여 | 8,109 | 52.67% | |
| 연령 | 10대 | 537 | 3.49% |
| 20대 | 1,725 | 11.20% | |
| 30대 | 2,014 | 13.08% | |
| 40대 | 2,349 | 15.26% | |
| 50대 | 3,077 | 19.98% | |
| 60대 이상 | 5,695 | 36.99% | |
| 교육 수준 | 대학 미만 | 8,309 | 53.97% |
| 대학 이상 | 7,088 | 46.03% | |
| 소득 수준 | 소득 (상) | 6,167 | 40.05% |
| 소득 (중) | 5,392 | 35.02% | |
| 소득 (하) | 3,838 | 24.93% | |
| 장애 유무 | 장애 유 | 305 | 1.98% |
| 장애 무 | 15,092 | 98.02% | |
2. 기술 통계
<표 4>는 주요 변수에 대한 기술 통계이다. 종속 변수인 삶의 만족도의 평균 점수는 7.38점, 표준편차는 1.22점으로 나타났으며, 연구 참여자들은 중간 이상의 삶의 만족도를 보였다. 독립 변수인 사기 범죄 피해 경험에 대한 응답에서는 전체 응답자 중 622명(4.04%)이 피해 경험이 있다고 응답하였으며, 나머지 14,775명(95.96%)은 피해 경험이 없다고 보고하였다. 조절 변수인 배우자 여부에 대한 결과는 현재 배우자가 있는 응답자가 9,633명(62.56%)이었고, 배우자가 없는 경우(미혼, 이혼, 사별 포함)는 5,764명(37.44%)으로 나타났다.
표 4
주요 변수의 기술통계 분석
| 변수 | 범주 | N (%) | |
|---|---|---|---|
| 종속 변수 | 주관적 웰빙[Mean (SD)] | 7.38(1.22) | |
| 독립 변수 | 사기 범죄 피해 경험 | 있음 | 622(4.04%) |
| 없음 | 14,775(95.96%) | ||
| 조절 변수 | 배우자 여부 | 있음 | 9,633(62.56%) |
| 없음 | 5,764(37.44%) | ||
3. 상관관계 분석
<표 5>는 회귀 분석을 수행하기에 앞서 주요 변수 간의 상관관계를 분석한 것으로 다중공산성의 가능성을 사전에 검토하였다. 회귀 모형의 기본 가정 검증 결과 잔차의 정규성과 등분산성 가정이 대체로 충족되었으며, 다중공선성 검토를 위해 분산팽창지수(VIF)를 산출한 결과 모든 변수의 VIF 값이 5 미만(평균 VIF=1.78, 최대 VIF=2.71)으로 나타나 다중공선성의 문제는 없는 것으로 확인되었다. 분석 결과 삶의 만족도는 사기 범죄 피해 경험과 약한 음의 상관관계(r=-0.015, p<.05)를 보였으며, 배우자 여부와는 정적 상관관계(r=0.053, p<.001)를 나타냈다. 또한 연령(r=0.17), 교육 수준(r=0.195), 소득 수준(r=0.187), 온라인 사용 빈도(r=0.24), 경찰 신뢰도(r=0.051)와도 모두 유의한 정적 상관관계를 보였다(p<.001). 반면 장애 여부는 삶의 만족도과 유의한 음의 상관관계를 나타냈다(r=-0.057, p<.001). 이 중 일부(r≈.05)는 표본 크기로 인해 통계적으로 유의하게 나타났으나 실질적으로는 약한 상관으로 해석할 수 있다.
표 5
변수 간 상관관계 분석
| 구분 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 1 | ||||||||||
| 3 | .053*** | -.001 | 1 | ||||||||
| 4 | -.002 | .071*** | -.048*** | 1 | |||||||
| 5 | .17*** | .016* | -.392*** | -.041*** | 1 | ||||||
| 6 | .195*** | .01 | -.12*** | -.115*** | .517*** | 1 | |||||
| 7 | .187*** | .029*** | .085*** | -.058*** | .365*** | .35*** | 1 | ||||
| 8 | -.057*** | -.006 | -.01 | -.008 | -.09*** | -.083*** | -.09*** | 1 | |||
| 9 | .24*** | .052*** | -.132*** | .007 | .679*** | .53*** | .411*** | -.107*** | 1 | ||
| 10 | .001 | -.014 | .127*** | .052*** | -.319*** | -.217*** | -.182*** | .024** | -.267*** | 1 | |
| 11 | .051*** | .009 | .037*** | .006 | -.065*** | -.03*** | -.001 | .017* | -.008 | .186*** | 1 |
4. 조절 효과 분석
<표 6>은 삶의 만족도를 종속 변수로 한 위계적 회귀 분석 결과를 제시한 것이다. 먼저 모델 1에서는 통제 변수들과 독립 변수인 사기 피해 경험만을 포함하였다. 분석 결과, 사기 피해 경험은 삶의 만족도에 유의미한 부(-)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며(β=–0.173, p<.001), 이는 사기 피해를 경험한 개인이 그렇지 않은 개인에 비해 삶의 만족도가 낮을 가능성을 시사한다. 모델의 설명력은 R²=0.0806이며, 전체 모형은 통계적으로 유의하였다(F=134.92, p<.001).
표 6
회귀 분석 결과
| 구분 | 변수 | 모델 1 | 모델 2 | 모델 3 |
|---|---|---|---|---|
| β(SE) | β(SE) | β(SE) | ||
| 통제 변수 | 성별 | .024(.019) | .037(.019) | .037(.019) |
| 연령 | -.0003(.0008) | .003(.0008)*** | .003(.0008)*** | |
| 교육 수준 | .212(.024)*** | .208(.023)*** | .207(.023)*** | |
| 소득 수준 (중) | .143(.027)*** | .082(.027)* | .084(.027)** | |
| 소득 수준 (상) | .302(.027)*** | .234(.028)*** | .237(.028)*** | |
| 장애 여부 | -.226(.068)** | -.21(.068)* | -.21(.068)** | |
| 온라인 사용 빈도 | .208(.013)*** | .191(.013)*** | .19(.013)*** | |
| 이웃과의 상호작용 | .107(.012)*** | .103(.012)*** | .103(.012)*** | |
| 경찰에 대한 신뢰도 | .075(.015)*** | .075(.014)*** | .077(.014)*** | |
| 독립 변수 | 사기 피해 경험 | -.173(.048)*** | -.173(.048)*** | -.006(.078) |
| 조절 변수 | 배우자여배우자 여부부 | .221(.022)*** | .233(.023)*** | |
| 상호작용 항 | 사기 범죄 피해 경험 X 배우자 여부 1 1 | -.267(.099)** | ||
| R-square | .0806 | .086 | .087 | |
| F | 134.92*** | 132.27*** | 121.91*** | |
모델 2에서는 조절 변수인 배우자 유무를 추가하였다. 배우자 유무는 삶의 만족도에 유의미한 정(+)의 영향을 미쳤으며(β=0.221, p<.001), 배우자가 있는 개인이 없는 개인에 비해 삶의 만족도가 높은 것으로 나타났다. 반면 사기피해 경험은 여전히 유의한 부적 효과를 보였으며(β=–0.173, p<.001), 모델 1과 동일한 수준의 영향을 유지하였다. 이때 모델의 설명력은 R²=0.086으로 증가하였고, 전체 모형 역시 통계적으로 유의미하였다(F=132.27, p<.001).
마지막으로 모델 3에서는 사기 피해 경험과 배우자 유무 간의 상호작용 항을 추가하였다. 상호작용 항은 유의미한 부(-)의 영향을 보였으며(β=–0.267, p<.01), 이는 배우자가 있는 경우 사기 피해 경험이 삶의 만족도에 더 큰 부정적 영향을 미칠 수 있음을 시사한다. 즉 배우자의 존재가 보호 요인이라기보다는, 사기 피해 상황에서 정서적 갈등이나 경제적 부담을 심화시킬 가능성이 있음을 의미한다. 또한 모델 3에서는 사기 피해 경험의 주 효과는 통계적으로 유의하지 않았다(β=–0.006, p=ns). 모델의 설명력은 R²=0.087로 소폭 증가하였고, 전체 모형은 여전히 유의미하였다(F=121.91, p<.001). 한편 모델 3에서의 통제 변수들 중에서는 연령(β=0.003, p<.001), 교육 수준(β=0.207, p<.001), 소득 수준(중: β=0.084, p<.01 / 상: β=0.237, p<.001), 온라인 사용 빈도(β=0.190, p<.001), 이웃과의 상호작용(β =0.103, p<.001), 경찰에 대한 신뢰도(β=0.077, p<.001) 등은 모두 삶의 만족도에 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 반면 장애 여부는 삶의 만족도에 유의미한 부(-)의 영향을 미쳤다(β=–0.210, p<.01).
[그림 1]은 사기 피해 경험과 배우자 유무 간의 상호작용 효과를 나타낸 것이다. 사기 피해는 배우자가 있는 사람에게서 삶의 만족도가 더 낮게 나타났으며, 이는 배우자의 존재에 따라 사기 피해와 삶의 만족도 간 부정적 관계가 더 뚜렷하게 나타났다는 것을 보여준다. 사기 피해가 없는 경우에는 배우자 유무에 따른 삶의 만족도 차이가 크지 않았다. 그러나 예측값의 차이가 크지 않아 그 효과의 크기는 제한적인 것으로 해석된다.
Ⅴ. 논의 및 결론
1. 연구 요약
본 연구는 사기 범죄 피해 경험이 피해자의 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석하고, 배우자의 존재가 이 관계를 조절하는지를 검토하였다. 주요 연구 결과는 다음과 같다.
첫째, 사기 피해 경험은 기본 회귀 모형(모델 1)에서 삶의 만족도에 유의미한 부(-)적 영향을 미쳤으며, 이는 가설 1을 지지한다. 그러나 상호작용 항이 포함된 모델 3에서는 그 효과가 통계적으로 유의하지 않게 나타나, 사기 피해의 영향이 배우자 유무에 따라 달라질 수 있음을 시사한다.
둘째, 배우자의 존재는 삶의 만족도에 유의미한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 이는 가설 2를 지지한다. 이는 배우자가 심리적 안정감과 사회적 지지의 원천으로 작용함으로써 개인의 삶의 만족도를 향상시킬 수 있음을 보여주는 결과이며, 기존 연구들과도 일치한다(박희봉, 이희창, 2005; 김성언, 2018; 이민아, 2020; 김지훈 외, 2013).
셋째, 사기 피해 경험과 배우자 유무 간의 상호작용 효과는 유의미한 부(-)적 관계로 나타났으며, 이는 가설 3을 지지한다. 구체적으로 배우자가 있는 경우 사기 피해 경험이 삶의 만족도에 미치는 부정적인 효과가 더욱 크게 나타났다. 이는 배우자의 존재가 피해 상황에서 보호 요인으로 작용하기보다는, 정서적 갈등이나 경제적 부담을 심화시켜 삶의 만족도를 오히려 저하시킬 수 있음을 시사한다(Button et al., 2014; Brenner et al., 2020; 洪淳健, 2024). 사기 피해는 단순한 개인적 경험을 넘어 부부라는 경제·정서적 공동체 내 신뢰와 안정성을 위협할 수 있다(Button et al., 2014; Brenner et al., 2020; Wadsworth & Compas, 2002). 그리고 사기 범죄의 경우 피해자 본인뿐만 아니라 가족이나 지인 등 다양한 인적 관계로 복잡하게 얽혀 있을 수 있기 때문에, 그로 인한 심리적 부담과 경제적 피해가 1인 피해자나 미혼인 피해자 보다 더 클 수 있다(洪淳健, 2024). 이는 개인의 웰빙뿐만 아니라 주변 관계망 전반에 부정적인 영향을 미쳤을 가능성을 시사한다. 특히 사기 범죄 피해 경험 그 자체가 삶의 만족도에 직접적으로 영향을 미치지는 않았지만, 배우자가 개입할 경우 피해자의 삶의 만족도가 유의미하게 감소한 점은 주목할 만하다. 이는 사기 피해 이후 배우자가 보호 요인으로 작용한 것이 아니라 피해자에게 스트레스 요인으로 작용했을 가능성을 보여준다. 다시 말해 사기 범죄 피해 경험으로 인한 피해자의 심리적 부담이나 스트레스가 단순한 개인 문제가 아닌 가족 관계로까지 확산되었을 수 있으며, 경우에 따라 가족 전체가 피해 상황에 직·간접적으로 연루되었을 가능성도 고려할 수 있다. 이러한 결과는 피해자 개인뿐만 아니라 부부 관계의 정서적 안녕에 부정적인 영향을 미칠 수 있음을 보여주며(Brenner et al., 2020; Button et al., 2014), 피해 회복과정에서 배우자의 존재가 반드시 보호 요인(buffering effect)으로 작용하는 것은 아닐 수 있음을 시사한다. 따라서 사기 피해자에 대한 경제적·심리적 지원뿐만 아니라 가족 단위의 정책적 개입의 필요성도 함께 제기된다.
마지막으로 연령, 교육 수준, 소득 수준, 온라인 사용 빈도, 이웃과의 상호작용, 경찰에 대한 신뢰도는 모두 삶의 만족도에 유의미한 정(+)의 영향을 미친 반면, 장애 여부는 유의미한 부(-)의 영향을 보였다. 이는 삶의 만족도가 개인의 사회적 관계망, 제도적 신뢰, 경제적·신체적 자원 등과 밀접하게 관련되어 있음을 보여주며, 기존 연구 결과와도 일치한다(Frey & Stutzer, 2010; Kim & Kawachi, 2006; 김성언, 2018).
2. 정책적 제언
본 연구는 분석 결과를 바탕으로 사기 피해를 경험한 피해자의 삶의 만족도에 대한 정책적 방안을 다음과 같이 제언한다. 첫 번째, 본 연구 결과는 사기 피해자에 대한 지원 프로그램을 강화해야 할 필요성을 제기한다. 현재 우리 사회에서 사기 범죄는 매년 증가하고 있어, 이에 대응하기 위한 국가적인 구조적 시스템이 마련되어 있다. 구체적으로는 경찰이나 공정거래위원회, 소비자보호원, 금융감독원 등에 신고할 수 있으며(장준오, 2009), 지역사회나 공공기관에서도 사기 범죄에 대한 대응 체계를 구축하고 있다. 이러한 정책들은 일부 성과를 거두었으나, 사기 수법이 진화하고 있기 때문에 보다 적극적이고 선제적인 대응이 요구된다. 구체적으로 피해 구제 절차를 간소화하고, 피해 금액에 대한 실효성 있는 보상 체계를 구축하는 방책이 필요하며, 교육 기관 및 민간 부문과의 긴밀한 협력과 정보 공유가 이루어질 필요가 있다(강구민, 윤해성, 2010; 정영호, 하형준, 2022; 주소현, 고은희, 2017).
두 번째, 사기 범죄의 파급력은 재정적 요인에 그치지 않고 심리적·정서적 요인에도 영향을 미치므로, 이에 대한 체계적인 개입이 요구된다(Kassem, 2024). 사기 피해 이후 개인의 삶의 만족도를 보호하고 회복하기 위해서 는 지역사회 기반 접근이 필요하다(Cross, 2019). 구체적으로 상담 센터, 복지 기관 등 다양한 기관이 협력하여 피해자를 지원하는 네트워크가 구축되어야 한다. 특히 피해자와 배우자가 함께 참여할 수 있는 심리 상담 및 정서적 회복 프로그램이나 가족 단위 재정 상담 서비스 등 피해자만이 아니라 배우자를 포함한 가족 단위의 지원 체계를 마련하여야 한다.
마지막으로 사기 피해자는 자기 비난에 빠지거나 사회적 낙인을 경험할 수 있기 때문에 부정적인 인식을 완화하기 위한 공공 인식 개선 캠페인이 필요하다(황석진, 2021). 이러한 캠페인은 피해자가 책임에서 벗어날 수 있도록 돕고, 일반 시민들에게는 사기 피해를 누구나 겪을 수 있는 사회적 위험으로 인식하게 하는 데 긍정적으로 기여할 수 있다. 더 나아가 사회 전반의 인식 개선은 피해자가 배우자나 가족 등 가까운 관계망으로부터 정서적 지지와 공감을 얻을 수 있는 환경을 조성한다는 점에서도 중요할 수 있다. 따라서 피해자뿐만 아니라 가족과 지인, 관련 기관도 교육을 통해 비난이나 비판보다는 지지와 공감을 바탕으로 피해자의 신뢰와 회복을 지원할 수 있는 방향으로 확장될 필요가 있다(Cross et al., 2016).
3. 연구의 제한 및 후속 연구에 대한 제언
본 연구는 몇 가지 제한점을 가지고 있으며, 이를 보완하기 위한 후속 연구에 대한 제언은 다음과 같다. 첫 번째, 본 연구는 횡단적 자료를 기반으로 분석을 수행하였으므로 변수 간의 인과관계를 명확히 규명하는 데 한계가 있다. 향후 연구에서는 종단적(longitudinal) 데이터를 활용하여 사기 피해 경험이 시간의 흐름에 따라 삶의 만족도에 미치는 영향을 추적할 필요가 있다. 혹은 사기 피해를 경험한 피해자를 인터뷰함으로써 피해 이후 가족관계나 삶의 만족도 변화를 심층적으로 분석할 수 있다.
두 번째, 주요 변수인 사기 피해 경험과 배우자의 존재를 이분화하여 분석함으로써 다양한 요인을 충분히 고려하지 못했다. 추후 연구에서는 사기 피해의 심각성, 피해 금액, 피해 유형(예: 보이스피싱, 투자 사기, 전세 사기 등)을 세분화하여 각각의 요인이 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석할 필요가 있다. 또한 배우자의 존재 역시 결혼 생활의 질이나 관계에서의 만족도에 따라 피해 이후 삶의 만족도에 미치는 영향이 다를 수 있으므로 이 점도 고려해야 한다.
셋 번째, 본 연구는 실제 피해 경험과 유사하게 웰빙에 있어 부정적인 영향을 미칠 수 있다는 것을 고려하여 사기 피해 경험뿐만 아니라 피해를 당할 뻔한 경우도 포함하였다. 그러나 이러한 측정 방식은 사기 피해로 인한 삶의 만족도 변화가 실제적 손실에서 기인하는 것인지, 아니면 인지된 위협이나 불안에서 비롯된 것인지를 명확히 구분하기 어렵다는 한계를 가진다. 따라서 향후 연구에서는 표본 수를 확대하거나 연도별 자료를 병합하여 실제 피해 경험과 시도 피해 경험을 구분한 비교 분석을 수행함으로써, 사기 피해의 성격에 따른 삶의 만족도 영향에 대한 경로를 보다 정교하게 규명할 필요가 있다.
위와 같은 한계점이 존재하지만, 본 연구는 사기 피해 경험과 삶의 만족도 간의 관계에서 배우자 존재의 조절효과를 실증적으로 검토하여 기존 연구의 공백에 대한 실증적 검토를 이루었다는 데 의의가 있다. 또한 배우자의 존재가 흔히 삶의 만족도에 있어서 보호 요인으로 작용한다는 가정이 통용되었지만, 사기 피해 상황에서는 배우자의 존재가 오히려 부정적인 영향을 줄 수 있다는 것을 실증적으로 밝혀 사회적 지지의 효과가 상황에 따라 달라질 수 있음을 보여주었다. 마지막으로 사기 피해자에 대한 경제적 및 심리적 지원뿐만 아니라 가족 중심의 개입이 이루어져야 할 필요성을 보여줌으로써 실질적인 정책적 개입 방안을 제시하였다는 데 의의가 있다.
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