청년의 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 미치는 영향: 재무의사소통의 매개효과를 중심으로

Ⅰ. 서 론

본 연구의 목적은 청년의 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 미치는 영향 관계를 확인하고, 청년이 인식하는 재무의사소통의 매개효과를 객관적으로 확인하는데 있다. 미래의 경제 주축으로서 활동할 청년 세대에게 있어서 합리적이고 효율적인 재무관리행동(financial management behavior)은 개인은 물론이고 공동체 번영을 위해서 관심의 대상이 아닐 수 없다(이지혜·주소현, 2013). 개인의 재무관리행동은 자원 할당 및 최적화, 금융 건전성과 안정성, 재정 전략 수립과 의사 결정, 이해관계자와의 소통 등과 관련이 있기 때문에, 안정적인 자산형성 및 관리에 필수적 요인으로 평가된다(조혜진·장현주, 2015; 정운영·황덕순, 홍은실, 2002). 일반적 의미에서 재무관리행동은 재무 환경이나 금융 맥락처럼 경제활동과 관련된 특정 맥락에서 개인이 세운 목표를 달성할 수 있는 능력인 재무관리역량과 관련된 것이다(장혜원 외, 2014). 재무관리행동의 이러한 일반적 개념은 개인이 특정한 재무 관련 과업을 수행하는데 필요한 유·무형의 자원을 포괄하는 개념이라는 관점(박원, 2022; 김정원 외, 2022)에서 미래를 준비하는 청년의 삶에 지대한 영향을 미칠 수 있다. 이와 관련하여 김창이·황덕순(2016)은 개인은 한정된 소득을 가지고 있는 경제 주체이기 때문에 재무 목표를 경제적으로 달성하기 위해서는 합리적이고 효과적인 재무관리행동이 반드시 요구된다는 점을 강조하였다.

한편, 개인이 스스로 특정한 과제에서 성공적으로 과업을 수행할 수 있다는 믿음의 정도를 의미하는 자기 효능감(Self-efficacy)은 Bandura(1977)에 의해 제기된 이후 다양한 분야에서 성취수준을 예측하거나 설명하는 변인으로 널리 인용되는 심리적 변인이다. 같은 맥락에서 재무적 자기 효능감(Financial Self-efficacy)은 개인이 재무적인 상황에서 자신의 능력을 얼마나 믿고 인식하느냐를 나타내는 개념으로서 재무적인 도전과 과제를 어떻게 대처하고 해결하느냐에 영향을 미치는 중요한 요인이다(이영광·지은구, 2017). 실제로 최근까지 관련 연구들은 개인의 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 직·간접적인 영향을 미친다는 점을 보고하고 있다(정우진, 2018). 따라서 청년의 경우에도 같은 맥락의 인과관계가 존재하는지 실증적으로 관측하고 논의하는 것은 청년의 재무관리행동을 보다 효과적으로 지원하는데 요구되는 시사점을 도출한다는 측면에서 의미가 있다. 다시 말해, 청년의 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 실질적인 영향을 주는 정서적, 심리적 요인으로 작용할 가능성을 실증하는 것은 성공적인 청년 재무관리행동의 조건을 이해하고 이를 바탕으로 보다 실효적인 지원방안을 강구하는데 유효한 정보를 획득하는 시도라고 할 수 있다는 것이다.

한편, 개인이 특정한 목적을 성취하기 위한 의도적인 행동은 단순히 내적 요인만으로 발생하지 않고 보다 복잡한 외부적 요인이 개입된다는 것은 사회적 상호작용론을 비롯한 다양한 분야의 이론(신효순·이원령, 2013; 조윤진, 2017; 조혜진·곽민주, 2020)을 통해 논의되어 왔다. 특히, 재무활동과 같이 주체 간의 이해관계가 복잡하게 얽혀 있는 행위의 기저에는 주변 사람들과의 의사소통이 개인의 의사결정에 영향을 미친다(신효연·홍은실, 2014; 황덕순·정운영, 2001)고 평가되고 있다. 이러한 논의를 인용하면 청년의 재무관리행동은 앞서 기술한 재무적 자기효능감과 같은 개인 내적 요인과 재무의사소통과 같은 외적 요인이 유기적으로 작용하여 발현된 결과로 간주하는 것이 보다 타당하다고 볼 수 있다. 실제로 개인이 인식하는 주관적 재무의사소통의 질적 수준은 재무관리행동을 둘러싼 다양한 심리적, 정서적 요인에 개입하여 의미 있는 변화를 만들어 낸다는 것이 현재까지 관련 논의들이 제시하는 대체적인 견해이다(류상훈, 2017; 최정원·오세경, 2017). 이러한 논의들은 재무의사소통이 갖는 개념적 성격 즉, 행동을 실천에 옮기는 과정에서 타인과 의견, 감정 및 생각을 나누고 조율함으로서 보다 합리적인 의사결정을 하도록 돕는 중재적 요인으로서 기능에 주목하고 있다. 이러한 맥락에서 청년의 재무관리행동에 영향을 미칠 것으로 판단되는 개인 내적 요인 및 이에 개입할 수밖에 없는 외적 요인으로서 재무의사소통의 기능을 파악하는 것은 청년의 합리적 재무행위의 가능성을 높이고자 시도되는 일련의 학문적 담론을 풍부하게 할 뿐만 아니라 청년의 안정적 생활을 지원하는데 요구되는 조건에 대한 시사점을 제공할 것으로 기대된다. 또한, 본 연구에서 파악하고자 하는 변인 간의 관계는 거시적인 관점에서 청년의 경제적 안정은 사회적 안정과 재원의 효율적인 이용 및 분배, 재무적 위기 대응능력의 강화, 청년의 경제적 자립의 촉진 등 사회복지의 관점에서도 관심의 대상일 수 있다.

Ⅱ. 연구 방법

1. 연구가설 및 연구모형

본 연구는 청년의 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 미치는 영향 관계를 확인하고, 재무의사소통의 매개효과를 확인하는데 목적이 있다. 이러한 연구의 목적을 달성하기 위한 구체적인 연구가설과 연구모형은 다음과 같다.

가설 1. 청년의 재무적 자기효능감은 재무의사소통에 정적(+)영향을 미칠 것이다.
가설 2. 청년의 재무적 자기효능감은 재무관리행동에 정적(+)영향을 미칠 것이다.
가설 3. 청년의 재무의사소통은 재무관리행동에 정적(+)영향을 미칠 것이다.
가설 4. 청년의 재무의사소통은 재무적 자기효능감과 재무관리행동 간의 관계를 매개할 것이다

<그림 1>

연구 모형>

2. 연구대상

본 연구의 대상은 19세 이상 34세 이하의 서울 및 경기지역 거주 중인 청년에 대하여 표집과 분석을 실시하였다. 설문조사는 2023년10월 27일부터 12월 1일까지 약 5주간 실시되었다. 편의 표본 추출법을 이용하여 표집 된 280명을 대상으로 설문지를 배포하고, 자기평가 기입법을 통해 응답하도록 하였으며 수거된 설문지 가운데 응답이 불성실한 30부를 제외하고 250부를 분석에 활용하였다. 최종 분석에서는 19～34세 전체 청년이라는 단일표본에 대하여 분석을 실시하였다. 본 연구는 최소한의 연구윤리 확보를 위하여 모든 설문지에 연구의 취지를 명확하게 설명하였으며 응답수락 여부를 확인하는 문항을 제시하였다. 표집 된 연구대상의 일반적 특징은 <표 1>과 같다.

<표 1>

연구대상자 정보(N=250)

3. 연구도구

1) 재무적 자기효능감

본 연구에서 사용한 청년 재무적 자기효능감 측정 도구는 Nguyen(2016)이 표준화한 재무적 자기효능감 척도(Financial Self-Efficacy Scale, FSES)를 사용하였다. 이 설문지는 ‘전혀 아니다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점 까지 Likert 척도로 구성되어 있으며 점수가 높을수록 해당 요인에 대해서 긍정적인 것으로 평가한다.

재무적 자기효능감에 대한 탐색적 요인분석 결과는 다음과 같다. 요인분석 결과 총 4 요인으로 구분되었다. 지출관리, 재무목표, 저축관리, 신용관리로 구분되었으며, 4요인들의 각각의 고유값(eigen value)은 2.004, 2.671, 2.713, 1.833으로 나타났다. 분산 설명력은 70.92% 이며 KMO수치는 .917로 요인분석을 위한 변수 선정이 바람직한 것으로 판단되어 측정도구의 타당성이 검증되었다. 모형의 적합성 여부를 나타내는 Barlett's test 검증 결과 유의확률이 p<.001로 나타나 통계적으로 유의하였다. Cronbach's α계수를 살펴본 결과 모든 요인들이 .70 이상으로 나타났다. 탐색적 요인분석 요인 모델이 전체 변동성 70.92%를 설명하기에 어려운 문항인 지출관리 요인의 ‘2. 나는 청구서를 제때 낼 수 있다’와 재무목표의 ‘6. 나는 금융사기를 인식하고 피할 수 있다’ 그리고 저축관리의 ‘9. 내가 세운 재무계획을 지킬 수 있다’ 문항은 제외하였다.

<표 2>

재무적 자기효능감 요인분석

2) 재무의사소통

본 연구에서 사용한 재무의사소통 측정 척도는 김정훈(1995)의 재무의사소통 척도를 수정 보완하여 사용한 신효연·홍은실(2014))의 척도를 사용하였다. 이 설문지는 ‘전혀 아니다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지 Likert 척도로 구성되어 있으며 점수가 높을수록 해당 요인에 대해서 긍정적인 것으로 평가한다. 본 연구에서 확인한 재무의사소통 척도의 탐색적 요인분석 결과 단일요인으로 구분되었다. 고유값(eigen value)은 6.718로 나타났다. 분산 설명력은 67.18% 이며. KMO수치는 .939로 요인분석을 위한 변수 선정이 바람직한 것으로 판단되어 측정도구의 타당성이 검증되었다. 또한, 모형의 적합성 여부를 나타내는 Barlett's test 검증 결과 유의확률이 p<.001로 나타나 통계적으로 유의하였다. Cronbach's α 계수를 살펴본 결과 .90 이상으로 척도의 내적일관성을 확인하였다. 탐색적 요인분석 요인 모델이 전체 변동성 67.1%를 설명하기에 어려운 문항인 ‘10. 재무관리에 대해 이야기할 때 가족이나 친구와 갈등을 느낀다’와 ‘11. 금전문제에 대해 대화하다가 싸우기도 한다’ 문항을 제외하였다.

<표 3>

재무의사소통 요인분석

3) 재무관리행동

본 연구에서는 응답자의 재무관리행동 정도를 측정하기 위해서 차경욱(2023)과 이지혜·주소현(2013), 김효정(2005)의 연구에서 사용된 척도를 수정 및 보완하여 사용하였다. 이 설문지는 ‘전혀 아니다’ 1점부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지 Likert 척도로 구성되어 있으며 점수가 높을수록 해당 요인에 대해서 긍정적인 것으로 평가한다. 재무관리행동에 대한 탐색적 요인분석 결과 단일요인으로 나타났고, 고유값(eigen value)은 2.984로 확인되었다. 분산 설명력은 49.73%로 나타났고, KMO수치는 .779으로 나타났다. 또한, 모형의 적합성 여부를 나타내는 Barlett’s test 검증 결과 유의확률이 p<.001로 나타나 통계적으로 유의하였다. 내적 일관성을 검증하기 위하여 Cronbach’s α계수를 살펴본 결과 .70 이상으로 나타나 척도의 내적일관성을 확인하였다. 탐색적 요인분석 요인 모델이 전체 변동성 60.30%를 설명하기에 어려운 문항인 ‘1. 소득이 생기면 계획을 세워 지출한다’와 ‘2. 매달 일정금액을 저축하고 있다’, ‘3. 가계부 혹은 금전출납부를 쓰고 있다’, ‘4. 쇼핑을 하기 전에 필요 물품 목록을 작성한다’, ‘5. 구매 후 영수증을 확인하고 보관한다’, ‘6. 대학 졸업 후의 취업·경제활동 계획이 세워져 있다’, ‘7. 용돈 이외의 소득을 벌기 위해 아르바이트를 한다’, ‘8. 미래의 장기적인 재무목표를 가지고 있다’, ‘15. 재무설계를 해야 하는 중요한 이유는 효율적인 소비를 하기 위해서이다’ 문항은 분석에서 제외하였다.

<표 4>

재무관리행동 요인분석

Ⅲ. 청년의 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 미치는 영향 및 재무의사소통의 매개효과 분석

1. 정규성 분석

연구대상자들이 모집단을 대표하는 표본 집단으로서의 정규성을 지니고 있는지 알아보기 위해 기술통계 분석을 실시하였다. <표-5>에서 보는 바와 같이, 왜도는–0.44 ~0.04의 범위였고, 첨도는 –0.50~-0.02의 범위로 나타났다. 즉 연구대상자들은 모집단을 대표하는 표본 집단으로서의 기준치에 적합하며 정규성에 이상이 없는 것으로 판단할 수 있다(Kline, 2005).

<표 5>

주요 연구변인의 기술통계 및 왜도, 첨도(N=250)

2. 변인간 상관관계

연구변인 간의 상관관계를 확인하기 위해 이변량 상관분석을 실시한 결과 재무적 자기효능감은 재무의사소통(r=.42, p<.001), 재무관리행동(r=.54, p<.001)에서는 정적 상관이 유의하였다. 재무의사소통은 재무관리행동(r=.34, p<.001)에서는 정적 상관이 유의한 것으로 나타났다. 상관관계 지수가 .70 이하로 각 요인의 개별적 독립을 확인할 수 있는 다중공선성 문제는 없는 것을 확인하였다.

<표 6>

주요연구변인 간의 상관관계

3. 모형적합도 분석

앞서 탐색적 요인분석을 실시한 결과에 대해 각 변인의 요인계수가 유사한지를 검증하기 위해 AMOS 23.0 for windows 프로그램을 활용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 모형의 적합도 검증은 χ²통계량, 정규화 χ² (χ²/df), 근사오차평균자승의 이중근(Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA), GFI, 터커-루이스 지수(Tucker lewis Index; TLI), 비교적합지수(Comparative Fit Index: CFI) 등의 적합도 지수를 이용하였다. 홍세희(2000), Hu, & Bentler(1999) 등에 의하면 구조 방정식 모형의 적합도 기준치는 .60~.80이면 양호한 수준의 모형으로 볼 수 있다. 적합도 지수를 살펴보면 근사오차평균자승의 이중근(RMSEA)은 .08이었다. 적합지수(GFI)는 .837, 터커-루이스 지수(TLI)는 .904 그리고 비교적합지수(CFI)는 .916으로 나타났다. 전반적으로 모형적합도를 만족하여 전체적인 모형 및 척도의 구성은 적합한 것으로 볼 수 있다.

<표 7>

확인적요인분석의 모형적합도 검증결과

다음으로 확인적 요인분석의 집중타당성을 검증하기 위해서 개념 신뢰도 및 평균분산추출(AVE)값을 확인하였다. 개념 신뢰도는 기준치인 .70 이상, 평균분산추출(AVE)값은 .50이상으로 나타나야 한다(Hayes, & Scharkow, 2013). 확인적 요인분석 개념 신뢰도 결과는 .70이상으로 나타났고, 평균분산추출(AVE)값은 재무관리행동을 제외한 나머지 요인 모두 .50 이상으로 나타났다. 재무관리행동의 경우 조금 부족한 평균분산추출 지수를 나타냈으나 전반적으로 기준치 이상을 충족하였으므로, 집중타당성을 충족한 것으로 판단하였다.

확인적 요인분석의 타당도를 판단하기 위해서는 판별타당도를 확인해봐야 한다. 판별타당성의 검증은 <표-8>과 같이 주요 연구 변인들의 상관계수 값 보다 표기된 값이 커야한다. 분석결과 모든 값이 주요 연구 변인들 간의 상관관계 점수보다 컸으므로 판별 타당성이 확보 되었다고 볼 수 있다. 확인적 요인분석 결과를 종합하면 요인을 나타내는 하위요인 및 문항의 계수와 적합도 기준을 모두 충족하고 있으므로 해당 연구의 척도 및 연구모형에 대한 안정성이 있음을 확인할 수 있다. 따라서 다음 연구 가설검증을 진행하였다.

<표 8>

확인적 요인분석의 신뢰도 및 타당성 검증결과

<표 9>

판별타당도 검증결과

4. 가설검증

확인적 요인분석을 통해 분석한 내용을 기반으로 가설을 확인하기 위해 경로분석을 실시하였다. 경로분석에서도 확인적 요인분석과 동일하게 모형의 적합도 검증은 χ2통계량, 정규화 χ2(χ2/df), 근사오차평균자승의 이중근(Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA), GFI, 터커-루이스 지수(Tucker lewis Index; TLI), 비교적합지수 (Comparative Fit Index: CFI) 등의 적합도 지수를 이용하였다. 홍세희(2000)의 연구에 의하면 구조 방정식 모형의 적합도 기준치는 .60~.80이면 양호한 수준의 모형으로 볼 수 있다. 적합도 지수를 살펴보면 근사오차평균자승의 이중근(RMSEA)은 .08이었다. 적합지수(GFI)는 .837, 터커-루이스 지수(TLI)는 .904 그리고 비교적합지수(CFI)는 .916으로 나타났다. 전반적으로 모형 적합도를 만족하여 전체적인 모형 및 척도의 구성은 적합한 것으로 평가하고 가설 검증을 실시하였다.

<표 10>

확인적 요인분석 모형 적합도

연구모형을 검증하기 위해 AMOS를 활용하여 구조방정식 분석을 실시한 결과는 다음과 같다. 첫째, 청년의 재무적 자기효능감은 주관적 재무의사소통에 통계적으로 유의한 정적(+)영향을 미치는 것을 확인(B=.243,p<.001)하였기 때문에 가설 1은 채택되었다. 둘째, 청년의 재무적 자기효능감은 재무관리행동에 유의한 정적(+)영향을 미쳤으므로 (B=.322,p<.001), 가설 2는 채택되었다. 셋째, 청년의 주관적 재무의사소통은 재무관리행동에 유의한 정적(+)영향(B=.141,p<.05)이 있음을 확인하였기 때문에 가설 3은 채택되었다.

<표 11>

경로분석 결과

다음으로 해당 요인들 간의 매개효과가 관측되는지 확인하기 위한 분석을 실시한 결과는 다음과 같다.

<표 12>

매개효과 검증을 위한 Bootstrapping 분석

매개효과 분석을 위해 Bootstrapping 분석을 실시하였고, 총 효과와 직접효과 및 간접효과의 유의성을 살펴보았다. 총 효과와 직접효과 및 간접효과가 모두 유의하면, 부분매개 효과이고, 총 효과와 간접효과만 유의하면, 완전매개효과를 갖는다고 판단할 수 있다. 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 유의한 영향을 미칠 때 재무의사소통이 매개효과를 갖는지 알아본 결과, 총 효과(B=.641, p<.01)와 직접효과(B=.579, p<.01), 간접효과(B=.062, p<.01) 모두 유의하였으므로 재무의사소통은 부분 매개효과를 갖는 것으로 확인되었다. 따라서 본 연구의 가설 4는 채택되었다.

Ⅳ. 결론 및 논의

본 연구는 청년의 재무적 자기효능감과 재무관리행동 관계에서 재무의사소통의 매개효과를 정량적으로 확인하고 논의하는데 목적이 있다. 이러한 연구의 목적을 달성하기 위하여 관련 설문지를 사용하여 250명의 연구대상자에게 원 자료를 수집하였으며 절차에 따라 분석한 결과는 다음과 같다.

첫째, 청년의 재무적 자기효능감은 주관적 재무의사소통에 정적영향이 있음으로 본 연구의 가설 1은 채택되었다. 일반적으로 재무적 자기효능감은 청년뿐만 아니라 전체 세대를 걸쳐 자산을 형성하고 유지하는데 매우 중요한 요인으로 언급되고 있다. 이와 관련하여 김형곤(2023)의 연구에서는 중년기 남성의 재무적 자기효능감은 저축관리, 신용관리 등에 직접적인 영향을 미치며 그 결과 자산 증가 요인이 확대되는 것으로 보고하였다. 또한, 이필수 외(2015)의 논의에서는 전체 연령에서 재무적 자기효능감이 돈에 대한 태도에 영향을 미침으로서 궁극적으로 자산 증식을 위한 다양한 방법으로서 연금저축과 같은 금융 파생상품 등을 전략적으로 활용하고자 하는 의도와 긴밀하게 연동될 가능성에 대해서 논의하였다. 결국, 청년 세대의 재무적 자기효능감을 증진시키기 위한 공동체적 관심은 청년의 현재와 미래 안정적인 자산 구축을 대비하도록 하는데 기초적인 조건이 될 수 있다는 점을 시사한다.

또한, 현실적으로 재무 기반이 아직 완성되지 못한 청년의 경우, 안정적인 재무상태를 유지하거나 미래 수익을 창출하기 위해서는 주변 사람과의 재무관련 의사소통을 통해서 다양한 정보를 수용하고 조언을 청취하려는 태도는 매우 중요하다는 점은 관련 연구가 일관적으로 보고하고 있다(신효연·홍은실, 2014; 한가은·김정숙, 2014). 이 같은 맥락에서 청년의 재무적 자기효능감을 높이는 것은 일상적인 재무 관련 의사소통 의지를 촉진함으로써 궁극적으로 청년의 성공적인 재무관리에 긍정적 영향을 미칠 것으로 예상할 수 있다.

둘째, 청년의 재무적 자기효능감은 재무관리행동에 유의한 정적영향 관계에 있음이 확인되었기 때문에 본 연구의 가설 2는 채택되었다. 이러한 연구결과는 개인의 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 직·간접적인 영향을 미친다는 선행연구(김석봉 외, 2024; 양승철·오태곤, 2020) 등과 일치한다는 것을 확인한 것이다. 또한, 최근 MZ 세대의 재무지식, 자기효능감, 재무스트레스가 재무관리행동에 미치는 영향에 대한 연구에서 재무관리 자기효능감이 재무스트레스는 억제하는 반면 재무관리행동은 강화한다는 점을 논의한 최경욱(2023)의 연구 결과와 같은 맥락에 있다. 청년의 재무관리행동은 건전한 재무적 환경을 조성하기 위한 다양한 실천 행위를 의미하는데, 이와 관련된 지출, 재무목표, 신용, 저축 등을 자신이 주도적으로 실천할 수 있다는 믿음에 기반하고 있는 것으로 볼 수 있다는 것이다. 이는 앞서 기술한 바와 같이 청년의 재무적 자기효능감을 증진하기 위한 필요충분 요소와 실행 조치들이 무엇인지 이론적, 실천적 측면에서 지속적으로 고민할 필요가 있음을 시사하는 것으로 볼 수 있다.

셋째, 청년의 재무의사소통은 재무관리행동에 유의한 정적 영향을 가진다는 것이 확인되었기 때문에 본 연구의 가설 3은 채택되었다. 특정한 목적을 갖는 의사소통은 지향하는 목적을 달성하기 위한 구체적인 행위로 발전되는 것이 일반적이다. 실제로 재무의사소통과 재무관리행동이 밀접한 인과관계가 있다고 보고한 연구들(임정빈 외, 1995; 한가은, 2015)은 재무의사소통이 재무관리행동 뿐만 아니라 다양한 심리적, 정서적 요인과 관련이 있음을 보고하고 있다. 이러한 결과는 청년이 자신의 재무상태와 미래 재무계획에 대해서 활발하게 의사소통 할 수 있는 체계 및 기회를 제공할 수 있을 것인지에 대한 공동체적 고민이 필요함을 보여주는 것이다. 예컨대, 청년을 대상으로 하는 재무관련 토론회, 멘토링과 컨설팅 서비스 제공, 소셜미디어, 온라인 커뮤니티 활동 등을 장려하거나 학교와 지역사회에서 재무교육 프로그램을 개발하고 참여를 지원함으로서 청년의 재무의사소통을 촉진하는 노력을 고려할 필요가 있다는 것이다.

넷째, 청년의 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 정적인 영향을 미칠 때 청년의 재무의사소통의 매개효과가 있음을 확인하였다. 다시 말해, 재무적 자기효능감이 재무관리행동에 정적인 영향을 미칠 때 청년의 재무의사소통이 중재된다면 재무관리행동을 바람직한 방향으로 증가 시킬 수 있음을 보여주는 것이다. 따라서 본 연구의 가설 4는 채택되었다. 이는 앞서 기술한 바와 같이, 청년의 높은 재무적 자기효능감은 재무관리행동에 긍정적 영향을 미치며 이 과정에서 타인과의 활발한 재무관련 의사소통은 이를 더욱 촉진한다는 의미로 해석이 가능하다. 이러한 해석과 관련하여 사회학습이론(social learning theory)(Bandura, 1977)에서는 개인의 행동은 주변 사회적 맥락과 상호작용에 크게 영향을 받는다고 설명한다. 이러한 관점은 청년의 재무적 자기효능감이 재무관리 행동에 미치는 영향은 재무의사소통이라는 사회적 맥락과의 상호작용을 통해 변화가능하다는 의미로 이해할 수 있다. 결국, 청년의 현재와 미래의 안정적인 재무적 환경을 위해서는 청년 개인의 재무적 자기효능감을 증진하는데 도움을 주는 제도적 관심과 함께, 활발한 재무관련 의사소통이 가능한 구조를 확립하고 제공하는 일이 매우 중요하다고 볼 수 있다. 이상에서 기술한 바와 같이 청년의 긍정적인 재무관리행동을 담보하기 위한 재무적 자기효능감 증대와 재무의사소통 기회의 구조화는 사회복지 측면에서도 의미 있는 쟁점이 될 수 있다. 사회복지란 좁은 의미에서 공동체 구성원 삶의 기본적 필요를 충족하기 위해서 제공되는 의·식·주, 건강, 의료, 안전에 대한 서비스를 의미한다(김광병, 2016, 2022). 반면, 넓은 의미에서는 사회복지는 경제적, 인종적, 성적 차별로부터의 보호와 사회적 공정성을 실현하기 위해 정책 및 프로그램을 개발하고 실천함으로서 공동체의 연대를 강화하고 존속하는데 기여하는 국가와 지역수준 서비스의 총체를 의미하기도 한다(최웅·이은미, 2023; 김서현·임혜림, 2021) 이러한 관점을 수용한다면 청년의 재무적 능력을 함양하기 위한 다양한 구조적 노력은 사회복지적 관점에서 충분히 논의의 대상이 될 수 있다는 것이다. 청년이 미래 세대로서 공동체의 중심 역할을 수행하는데 필요한 지원을 위해서 단기적으로는 재무적 효능감 강화와 재무의사소통의 기회를 체계적으로 구성하여 제공하는 한편, 장기적으로는 이러한 시도가 사회복지와 같은 국가적 담론으로 발전될 필요가 있는 이유이다.

본 연구의 한계 및 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 대상자는 서울 및 경기지역 거주자이며 표본의 수가 250명으로 제한되어 있기 때문에 연구결과를 전국 수준으로 확대하여 일반화 하는데 한계가 있다. 따라서 후속 연구에서는 보다 다양한 지역으로 확산하여 자료를 수집할 필요가 있으며 표본의 적절성 검토와 성비의 균형 등을 고려할 필요가 있다. 둘째, 본 연구는 재무관리행동에 영향을 미칠 가능성이 있는 변수 예컨대, 교육수준, 결혼, 소득, 지역 등 통제 변인에 대한 면밀한 고려를 하지 못했기 때문에 후속연구에서 이를 염두에 둔 접근이 필요하다. 셋째, 본 연구는 설정된 각 변인의 인과성을 정량적으로 관측하는 양적연구로서 분석 결과의 해석이 표피적이라는 한계가 있다. 따라서 후속 연구에서는 청년의 재무적 자기효능감과 재무관리행동, 재무의사소통 등 관련 변인이 개인의 경험과 맥락 속에서 어떻게 해석되는지에 대한 정량적 심층 연구가 병행될 필요가 있다.

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