는 반면, 부인의 결혼당시연령(wife_mar_age)은 1년 늘어날수록 결혼해 체 위험률이 약 1.18배(18%)씩 증가하는 것으로 나타났다. 이는 김용현 (2010)의 연구 결과와도 일치하는 결과로서, 남성의 경우에는 결혼연령이 증가할수록 배우자의 탐색 기회가 늘어나 상호 적합도가 높은 배우자를 선택할 가능성이 늘어날 것이라는 이론적 예측과 부합한다. 반면, 여성의 경우에는 특히 우리나라에서는, 앞서 제시한 결혼연령 증가에 따른 이득 을 압도하는 요인이 지배적으로 작용하여, 결혼연령과 결혼해체 위험이 정(+)의 상관관계를 보인다. 우리나라에는 전통적으로 고령의 미혼여성 -소위 ‘노처녀’ - 에 대한 사회적인 부정적 이미지(예 : 결혼시장에서의 상 대적 열위, 임신․출산의 어려움 등)가 있어, 여성이 늦게 결혼하는 경우 배우자 선택 폭의 감소나 기회 결핍 등을 경험할 가능성이 높다. 또한 상 향 및 연상 결혼 경향이 강한 우리나라에서 최근 증가하고 있는 고학력․
고소득의 골드미스의 경우에도 자신에게 어울리는 적합한 배우자를 찾기 가 더욱 어려울 수 있다.
<표 3-9> 부인 취업 및 가사분담공평성의 매개효과 분석
변수명
매개변수1) 결혼해체1)
부인 취업 여부 (wife_work)
가사분담 공평성 (wife_hwtime
_even)
<모형 1>
(총효과)
<모형 2>
(매개→
종속)
<모형3>
(직접 효과) mar_duration1 -0.005 *** 0.001*** 0.929*** 0.929 *** 0.931 ***
hus_mar_age 0.000 0.010*** 0.845** 1.061 * 0.848 * wife_mar_age -0.008 *** -0.009 *** 1.184** 0.948 1.179 * region14_gap -0.023*** -0.007* 1.393 1.397 eduyr_mom_gap -0.008 *** -0.001* 1.066* 1.063 * relig_dum_gap -0.007 -0.003* 1.804** 1.730 * age_gap 0.005 -0.005 ** 1.287*** 1.286 **
eduyr_gap -0.012 *** -0.004 *** 1.010 1.005 remar_gap 0.079*** 0.026 2.334 3.052 hus_rinc_labor -0.000 *** -0.000 *** 0.997*** 0.997 *** 0.997 ***
huspt_liv 0.167*** 0.028*** 0.970 0.889 0.972 wifept_liv 0.112*** 0.011 8.482** 5.133 8.172 **
rinc_nonlabor -0.000 *** -0.000 0.999** 0.999 ** 0.999 **
myhome 0.000 0.010** 0.581** 0.585 ** 0.586 **
ch_age_lt201 -0.001 -0.006 ** 0.834 0.810 0.825
wife_work 1.024 1.070
wife_hwtime_even 0.370 ** 0.348 **
N 29,846 29,846 29,846 29,846 29,846
Log likelihood -19,975.47 -11,749.88 -693.29 -686.981 Pseudo R2 0.0258 0.0210
주 : 1) 부인 취업 여부 및 가사분담공평성에 대해서는 로짓모형을 추정하고 한계효 과(marginal effect)를 표시하였으며, 결혼해체에 대해서는 Heckman and Singer(1984) 모형(관찰되지 않는 이질성이 두 가지 유형이 있고, 이산분포를 따른다는 모형 식 (17))을 추정하고 hazard ratio를 표시함.
2) 연도별 효과 통제됨.
3) * p<0.10; ** p<0.05; *** p<0.01.
미치는지에 대해 분석한 연구는 아직까지 찾아볼 수 없다. 이에 본 연구 에서는 식 (17)의 Heckman and Singer(1984)의 위험모형(hshaz model) 등을 이용하여 부인 취업 및 가사분담공평성의 매개효과를 검증하였다.
앞에서 이질성을 가정하지 않은 모형에 비해 이산적 이질성을 고려한 모 형의 설명력이 더 높다고 판명되었으므로, 관찰되지 않는 이질성이 두 가 지 유형이 있고, 이산분포를 따른다는 가정 하에 표준적인 방법에 따라 단계별로 추정하였다. 각 단계별 측정효과 및 추정방법 등은 다음과 같다.
첫 번째 단계는 총효과(total effect)를 측정하기 위한 단계로서, 매개변 수 - 부인 취업 및 가사분담공평성 - 없이 부부간 문화적 차이와 기타 특 성 변수들이 결혼해체에 미치는 효과를 추정하여 부부간 문화적 차이의 총효과를 측정하였다. 그 결과는 <표 3-9>의 <모형 1>에 제시되어 있다.
분석 결과, 부부간 문화적 차이, 특히 부모의 교육수준 차이(eduyr_mom_
gap), 부부의 종교 차이(relig_dum_gap) 및 연령 격차(age_gap)가 결혼해 체에 유의한 영향을 미치며, (hazard ratio 값으로 표현된) 각 변수의 총 효과는 1.066, 1.804, 1.287인 것으로 나타났다.
두 번째 단계는 설명변수인 문화적 차이가 매개변수에 영향을 미치는 지 알아보기 위한 단계로서, (기타 특성 변수들을 통제한 상태에서) 부부 간 문화적 차이가 부인 취업 여부와 가사분담공평성 각각에 미치는 효과 를 추정하였다.29) 추정 결과는 <표 3-9>의 왼쪽 패널 두 칸에 걸쳐 제시 되어 있다. 분석 결과를 살펴보면, 부모의 교육수준, 부부의 교육수준 및 14세 때 성장지 등에 있어서의 남편/부인 간 차이가 부인 취업 및 가사분 담공평성에 공통적으로 부정적인 영향을 미치는 것으로 추정되었다. 한 편, 부부의 종교 차이(relig_dum_gap) 및 연령 격차(age_gap)는 부부간 가사분담공평성에만 유의한 음(-)의 효과를 가지는 것으로 나타났다.
다음으로는 매개변수를 비롯한 모든 변수들을 포함하여 이들이 결혼해 체에 미치는 효과를 추정함으로써 부부간 문화적 차이의 (고유한) 직접효 과(direct effect)를 측정하였다. 이 단계의 추정 결과는 <표 3-9>의 <모 형 3>에 제시되어 있으며, 이는 본질적으로 <표 3-8>의 결과와 동일하 29) 2단계에서는 종속변수인 부인 취업 여부 및 부부간 가사분담공평성 여부가 0/1의
값을 갖는 더미변수이므로 로짓모형을 이용하여 계수 값을 추정하였다.
다. <표 3-8> 결과에서도 드러났듯이, 부부간 문화적 차이, 특히 부모의 교육수준 차이(eduyr_mom_gap), 부부의 종교 차이(relig_dum_gap) 및 연령 격차(age_gap)가 결혼해체에 (고유한) 직접효과를 가지며, (hazard ratio 값으로 표현된) 효과의 크기는 각각 1.063, 1.730, 1.286이다.
마지막으로, 2단계 결과를 바탕으로 1단계(총효과)와 3단계(직접효과) 의 계수 값을 비교함으로써 부인 취업 및 가사분담공평성의 매개효과 (mediation effect) 검증을 시도하였는데, 부부간 가사분담공평성의 부분 적 매개효과가 확인되었다(표 3-10 참조). <표 3-9>에서 1단계(총효과) 와 3단계(직접효과)의 부부간 문화적 차이 변수들의 계수 값을 비교해 보 면, 전자에 비해 후자의 계수 값 크기가 줄어든 것을 알 수 있다. 부부간 문화적 차이가 존재하거나 증가하면 가사분담공평성이 떨어지고(-), 가사 분담이 공평하지 못한 경우 별거/이혼 위험률이 높아지므로(-), 문화적 차이가 결혼해체에 미치는 총효과는 직접효과(+)와 매개효과(+=-×-)의 합으로 나타나 직접효과보다 크게 된다. 이는 일·가정 양립, 특히 부부간 가사분담공평성을 통한 부분적 매개효과가 있음을 시사하는 결과다. 직 접효과가 존재 - 완전히 사라지지 않음 - 하므로 부분매개이며, 부인 취업 여부는 결혼해체에 유의한 영향을 미치지 못하므로 매개효과가 있다고 할 수 없다.
<표 3-10> 가사분담공평성의 매개효과
총효과(A) 직접효과(B) 매개효과(A-B)
region14_gap - -
-eduyr_mom_gap 1.066 1.063 0.003
relig_dum_gap 1.804 1.730 0.074
age_gap 1.287 1.286 0.001
eduyr_gap - -
-remar_gap - -