1) 결혼의도에 영향을 미치는 생태학적 요인
연구대상자의 결혼의도에 영향을 미치는 생태학적 요인들의 영향은 <표 6>과 같다.
결혼의도의 영향요인을 확인하기 위해 연구대상자의 일반적 특성에서 유 의한 영향을 미쳤던 연령, 교육수준을 1단계로 입력한 뒤, 본 연구에서 결혼의 도와 유의한 상관관계를 나타낸 독립변수인 원가족 건강성을 2단계로 입력하 고, 자녀가치 인식 하부척도 중 정서적 가치, 부담적 가치를 추가하여 3단계로 입력하는 위계적 회귀분석을 시행하였다. 이때 명목척도인 연령, 교육수준은 더 미변수로 전환하여 통계 처리하였다.
본 연구에서 회귀분석을 위한 가정을 검증한 결과, 다중공선성 진단결과 공차한계(tolerance)의 범위가 0.18∼0.96으로 0.1이상 이었고, 분산팽창인자 (Variance Inflation Factor, VIF)는 1.04∼5.71로 기준치인 10을 넘지 않았다. 또 한 잔차 분석을 한 결과, Dubin-Watson 검정결과는 1.98로 2에 가까워 모형의 오차항 간에 자기 상관성의 문제는 없는 것으로 나타나 잔차의 정규성 분포가 정을 만족하였다.
모형 1의 회귀모형은 통계적으로 유의하였고(F=4.27, p=.001), 모형의 설 명력은 9%로 나타났다. 이중 유의한 영향요인은 25∼29세 연령군(β=.46, p=.006), 30∼34세 연령군(β=.30, p=.027), 대졸군(β=.51, p=.005), 대학원 졸업군 (β=.47, p=.008)으로 나타났다. 즉, 35세 이상군에 비해 25∼29세 연령군과 30∼
34세 연령군에서, 고졸군에 비해 대졸군과 대학원 졸업군에서 결혼의도가 높아 지는 것으로 나타났다.
모형 2의 미시체계 요인인 원가족 건강성을 투입한 결과, 회귀모형은 통 계적으로 유의하였고(F=4.79, p=.030), 모형의 설명력은 11%로 나타났다. 이중 유의한 영향요인은 25∼29세 연령군(β=.40, p=.016), 30∼34세 연령군(β=.27, p=.046), 대졸군(β=.48, p=.007), 대학원 졸업군(β=.45, p=.011), 원가족 건강성(β
=.19, p=.030)으로 나타났다. 즉, 35세 이상군에 비해 25∼29세 연령군과 30∼34 세 연령군에서, 고졸군에 비해 대졸군과 대학원 졸업군에서, 원가족 건강성이 높을수록 결혼의도가 높아지는 것으로 나타났다.
모형 3에서 거시체계 요인인 자녀가치 인식 하부척도인 정서적 가치와, 부담적 가치를 투입한 결과, 회귀모형은 통계적으로 유의하였고(F=12.91, p<.001) 모형 설명력은 23%로 증가하였다. 이중 유의한 영향요인은 25∼29세 연령군(β=.38, p=.014), 30∼34세 연령군(β=.27, p=.036), 대졸군(β=.45, p=.007), 대학원 졸업군(β=.42, p=.010), 원가족 건강성(β=.18, p=.011), 자녀가치 인식 하 부척도 중 정서적 가치(β=.29, p<.001)와 부담적 가치(β=-.15, p=.037)로 나타났 다. 즉, 35세 이상군에 비해 25∼29세 연령군과 30∼34세 연령군에서, 고졸군에 비해 대졸군과 대학원 졸업군에서 높았으며, 원가족 건강성 높을수록, 자녀에 대한 정서적 가치가 높고, 부담적 가치가 낮을수록 결혼의도가 높아지는 것으 로 나타났다.
표 6. 결혼의도에 영향을 미치는 생태학적 요인
(N=164)
†reference group : 35세 이상군
‡reference group : 고졸군
변수 모형1 모형2 모형3
B SE β t(p) B SE β t(p) B SE β t(p) (상수) .81 .79 1.03(.306) -.20 .91 -.22(.827) -1.09 1.23 -.89(.377) 연령(24세이하)† .47 .45 .15 1.07(.286) .35 .45 .11 .79(.433) .34 .41 .11 .82(.413) 연령(25∼29세)† 1.14 .41 .46 2.81(.006) .99 .41 .40 2.45(.016) .94 .38 .38 2.48(.014) 연령(30∼34세)† .95 .43 .30 2.23(.027) .85 .42 .27 2.02(.046) .83 .39 .27 2.11(.036) 대졸‡ 2.17 .77 .51 2.84(.005) 2.07 .76 .48 2.73(.007) 1.95 .71 .45 2.75(.007) 대학원 졸‡ 1.87 .69 .47 2.69(.008) 1.77 .69 .45 2.58(.011) 1.66 .64 .42 2.60(.010) 원가족 건강성 .02 .01 .16 2.19(.030) .02 .01 .18 2.57(.011) 자녀가치 인식
정서적 가치 .06 .02 .29 4.08(<.001)
부담적 가치 -.04 .02 -.15 -2.10(.037)
F(p) 4.27(.001) 4.79(.030) 12.91(<.001)
R2 .12 .15 .27
Adj.R2 .09 .11 .23
△R2 .12 .03 .12
2) 출산의도에 영향을 미치는 생태학적 요인
연구대상자의 출산의도에 영향을 미치는 생태학적 요인들의 영향은 <표 7>과 같다.
출산의도에 대한 영향요인을 확인하기 위해 연구대상자의 일반적 특성에 서 유의한 영향을 미쳤던 연령을 1단계로 입력한 뒤, 본 연구에서 출산의도와 유의한 상관관계를 나타낸 독립변수인 원가족 건강성을 2단계로 입력하고, 자 녀가치 인식 하부척도 중 정서적 가치, 도구적 가치, 부담적 가치를 추가하여 3 단계로 입력하는 위계적 회귀분석을 시행하였다. 이때 명목척도인 연령을 더미 변수로 전환하여 통계 처리하였다.
본 연구에서 회귀분석을 위한 가정을 검증한 결과, 다중 공산성 진단결과 공차 한계(tolerance)의 범위가 0.24∼0.97로 0.1 이상이었고, 분산팽창인자 (Variance Inflation Factor, VIF)는 1.03∼4.27로 기준치인 10을 넘지 않았다.
또한 잔차 분석을 한 결과, Dubin-Watson 검정결과는 2.09로 2에 가까워 모형 의 오차항 간에 자기 상관성의 문제는 없는 것으로 나타나 잔차의 정규성 분포 가정을 만족하였다.
모형 1의 회귀모형은 통계적으로 유의하였고(F=4.26, p=.006), 모형의 설 명력은 6%로 나타났다. 이중 유의한 영향요인은 25∼29세 연령군(β=.46, p=.003), 30∼34세 연령군(β=.32, p=.019)로 나타났다. 즉, 35세 이상군에 비해 25∼29세 연령군과 30∼34세 연령군에서 출산의도가 높아지는 것으로 나타났 다.
모형 2의 미시체계 요인인 원가족 건강성을 투입한 결과, 통계적으로 유 의하지 않았다(F=2.87, p=.092). 그러나, 모형 3에서 자녀가치 인식 하부척도 중 정서적 가치, 도구적 가치, 부담적 가치를 투입한 결과, 회귀모형은 통계적으로 유의하였고(F=25.87, p<.001), 모형 설명력은 37%로 증가하였다. 이중 유의한 영향요인은 25∼29세 연령군(β=.39, p=.003), 30∼34세 연령군(β=.29, p=.009), 원가족 건강성(β=.15, p=.024), 자녀가치 인식 하부척도 중 정서적 가치(β=.45, p<.001)와 부담적 가치(β=-.29, p<.001)로 나타났다. 즉, 35세 이상군에 비해 25
∼29세 연령군과 30∼34세 연령군에서 출산의도가 높았고, 원가족 건강성 높을 수록, 자녀에 대한 정서적 가치가 높고, 부담적 가치가 낮을수록 출산의도가 높 아지는 것으로 나타났다.
표 7. 출산의도에 영향을 미치는 생태학적 요인
(N=164)
†reference group : 35세 이상군
변수 모형1 모형2 모형3
B SE β t(p) B SE β t(p) B SE β t(p) (상수) 2.18 .35 6.16(<.001) 1.33 .62 2.16(.033) .52 .92 .56(.577) 연령(24세이하)† .53 .41 .17 1.28(.203) .44 .41 .14 1.05(.295) .44 .34 .14 1.28(.204) 연령(25∼29세)† 1.12 .38 .46 2.98(.003) 1.01 .38 .42 2.66(.008) .93 .31 .39 2.98(.003) 연령(30∼34세)† .97 .41 .32 2.37(.019) .91 .41 .30 2.21(.029) .89 .34 .29 2.63(.009) 원가족 건강성 .02 .01 .13 1.69(.092) .02 .01 .15 2.28(.024) 자녀가치 인식
정서적 가치 .10 .02 .45 5.31(<.001)
도구적 가치 -.01 .02 -.06 -.66(.512)
부담적 가치 -.08 .02 -.29 -4.53(<.001)
F(p) 4.26(.006) 2.87(.092) 25.87(<.001)
R2 .07 .09 .39
Adj.R2 .06 .07 .37
△R2 .07 .02 .30
Ⅵ. 논의
본 연구는 취업 미혼여성을 대상으로 Bronfenbrenner (1979)의 생태학적 모형에 근거하여 결혼 및 출산의도에 영향을 미치는 생태학적 요인을 분석함으 로써, 결혼 및 출산의도를 높일 수 있는 중재 개발과 후속 연구의 기초 자료로 제공하고자 시도되었다. 본 연구의 주요결과를 바탕으로 다음과 같이 논의하고 자 한다.
A. 취업 미혼여성의 결혼 및 출산의도 정도
본 연구에서 취업 미혼여성의 결혼의도 정도는 3.57점(5점 만점)으로 중간 이상 수준이었다. 선행연구에서 취업 미혼여성의 결혼의도는 중간 이상 수준이 었으며(황인자, 2020), 미혼여성의 결혼의도 또한 중간 이상(이삼식 등, 2015) 수준으로 본 연구와 비슷한 수준이다. 대체로 미혼 여성들의 결혼의도는 취업 여부와 상관없이 긍정적인 경향이라고 생각할 수 있겠다.
그러나 결혼의도에 반해 실제 미혼여성들의 혼인 건수는 2011년 33만 건 에서 2019년 24만 건으로 줄어들었다(통계청, 2020). 이는 2020년 통계청의 사 회조사 결과 ‘남녀가 결혼하지 않더라도 함께 살 수 있다’라고 생각하는 사람이 2008년 42.3%에서 59.7%로 늘어나 점점 결혼에 대한 생각이 변화하고 있어 생 기는 결과로 보인다. 동거를 하는 이유는 경제적 이유, 결혼 전제나 결혼의 대 안, 가족제도를 부정해 대체동거를 한다. 그러나 서로에 대한 권리 의무나 규범 이 없어 동거가 실제 결혼으로 이어지는 경우는 적다(이연주, 2008). 이는 결혼 에 대한 가치관 변화 뿐 아니라 경제적 이유와 가족제도에 대한 부정적인 인식 으로 인해 생기는 현상으로 보인다. 선행연구에서 결혼의도가 실제 결혼행위로 이어질 수 있음을 고려할 때(김태우 등, 2016), 결혼 및 출산 의도를 높일 수 있도록 인식개선을 위한 교육과 경제적인 부분까지 도움을 줄 수 있는 국가 차
원의 정책이 필요하다고 본다.
본 연구에서 취업 미혼여성의 출산의도 정도는 3.09점(5점 만점)으로 중간 이상의 수준이었다. 선행연구에서 종합병원 간호사의 출산의도 정도는 기혼자 의 경우 3.70점(5점 만점), 미혼자의 경우 3.68점(5점 만점)(한경미, 정혜선, 2010)이였다. 선행연구에 비해 출산의도 점수가 약간 낮으나 기혼 미혼 여성 모두 중간 이상의 수준으로 출산의도는 긍정적이라고 생각할 수 있겠다.
그러나 출산의도에 비해 실제 출산율은 2019년 0.92명으로 인구를 유지하 기 위한 대체출산율인 2.1명에도 못 미치는 수준으로 줄어들었다(통계청, 2020).
또한 20∼44세 여성에서 자녀의 필요성에 대해 질문한 결과 자녀에 대해 긍정 적인 대답을 한 기혼여성은 82.5%에 비해 미혼여성의 경우 48.3%로 측정되었 다(이소영 등, 2018). 이는 기혼 가구의 출산율 저하보다 비혼, 만혼 가구의 증 가가 저출산 고령화 현상의 근본적인 원인이라고 볼 수 있다(유진성, 2016). 따 라서 출산의 주체가 될 미혼여성들의 결혼 및 출산의도를 높이기 위해 국가, 사회적 차원에서 관심을 가지고 이를 해결하기 위한 다양한 방안이 필요하다고 본다.