응용경제 제17권 제1호 2015년 6월,한국응용경제학회
우리나라 시· 군· 구 이혼율 차이의 사회· 경제적 결정요인:실증분석
성낙일
*ㆍ조동혁
**초록
본 연구는 우리나라 시ㆍ군ㆍ구별로 이혼율에 상당한 편차가 있다는 점에 주 목하고 그 사회ㆍ경제적 원인을 규명하는 데에 목적을 둔다.본 연구는 2000∼
2011년 기간의 전국 232개 시ㆍ군ㆍ구 패널자료를 사용해 회귀분석을 수행한 다.본 연구의 분석결과에 따르면,여성 고용률 증가는 당해 연도와 다음 연도 의 이혼율을 증가시킨 반면에,남성 고용률 증가는 1기간 시차를 갖고 다음 연 도의 이혼율을 감소시키는 것으로 나타났다.아울러 한국인 남성과 외국인 여성 사이의 국제결혼 비율이 높은 지역에서 이혼율이 높았던 반면에,한국인 여성과 외국인 남성 사이의 국제결혼 비율은 이혼율에 영향을 미치지 않았다.사회적 통합정도는 이혼을 억제하는 효과를,여성의 사회적 지위와 협상력 강화는 이혼 을 촉진하는 효과를 가진 것으로 확인되었다.
JEL 분류번호:D1,J1
핵심주제어:이혼,이혼율,이혼숙려제,고용률,패널분석
투고:2014년 9월 2일;수정:2015년 2월 2일;게재확정:2015년 4월 2일
*서울시립대학교 경제학부 교수,교신저자,
주소 :서울시 동대문구 서울시립대로 163서울시립대 경제학부 (우:130-743), 전화 :02)6490-2060,팩스 :02)6490-6763,E-mail:nisung@uos.ac.kr
**서울시립대학교 대학원 경제학과,E-mail:tolerance2u@uos.ac.kr
Ⅰ.서 론
지난 30여 년간 우리나라는 가족의 혁명적 변화를 경험해왔다.결혼연령의 상승,출산율의 급감,기혼여성의 취업 증가,이혼과 재혼의 증가,독신자의 증 가,혼전 성관계의 보편화 등 가족을 구성하는 주요요소는 모두 큰 변화를 겪고 있다(이현송,2006).1)서구 사회에서 19세기부터 20세기에 걸쳐 일어난 1차 인 구혁명과,1960년부터 현재까지의 2차 인구혁명이 우리나라에서는 1980년 이후 한꺼번에 발생했다는 주장이 제기될 정도이다(정현숙,2011).1차 인구혁명이 저출산과 고령화에 따른 인구감소현상을 특징으로 한다면,2차 인구혁명은 이혼, 동거,혼외출산 및 한부모 가족의 증가를 특징으로 한다.이와 같은 우리나라 가족변화의 다양한 측면 중에서 늘어나는 이혼 역시 우리 사회가 주목하는 중 요한 관심사가 된지 오래이다.특히 이혼은 가족의 해체를 통해 이혼 당사자뿐 만 아니라 자녀들에게까지 영향을 미쳐 각종 부작용을 야기할 수도 있다는 점 에서 정부의 공공정책적 관점에서도 소홀히 할 수 없는 문제이다.실제로 우리 정부는 급격한 이혼율의 증가를 억제하기 위해 2005년 이혼숙려제도를 시범적 으로 시행했으며 2007년 말에 있었던 민법개정을 통해 이듬해인 2008년 6월 22일부터 이 제도를 본격적으로 시행한 바 있다.
우리 사회에서 이혼이 중요한 사회ㆍ경제적 이슈로 부각된 배경에는 우리나 라의 이혼율이 다른 선진국과 비교해서도 매우 높다는 점이 전제되어 있다.
OECD Family database(www.oecd.org/social/family/database.htm)에 따 르면,우리나라의 조이혼율(crudedivorcerate,연앙인구 천 명당 이혼건수)은 2008년 기준 2.6건으로 38개 OECD 회원국 중에서 미국,벨기에,체코 등에 이어 7번째로 높았다.더욱 주목되는 사실은 우리나라의 이혼율 증가속도가 매 우 빠르다는 점이다.우리나라 조이혼율은 1970년 0.4건에 불과했으나 2008년 2.6건으로 40년간 2.2건이나 증가했는데,이 증가폭은 38개 OECD 회원국 중에 서 벨기에,스페인,포르투갈에 이어 4번째로 큰 수치이다.우리나라 조이혼율은
1)우리나라 가족의 혁명적 변화는 통계청에서 발간한 통계자료에서도 쉽게 확인할 수 있다.
1990년의 남녀 평균 초혼연령은 각각 27.8세와 24.8세이었으나,2013년에는 32.2세와 29.6 세로 남녀 모두 평균 초혼연령이 5세가량 높아졌다(통계청,2014b).출산율의 하락현상도 빠른 속도로 진행되고 있다.우리나라의 조출생률과 합계출산율은 1981년 기준 각각 22.4 와 2.57이었으나,2013년에는 각각 8.6과 1.19에 그쳤다(통계청,2014a).
2003년 3.4건으로 정점에 도달한 후 점차 감소하여 2010년부터는 2.3건 수준에 서 안정화되고 있다(통계청,2013).하지만 같은 기간 중 조혼인율도 감소했기 때문에 실제로 조이혼율이 안정화되었는지에 대해서는 좀 더 관찰이 필요한 실 정이다.
우리 사회의 기초단위인 가족의 안정성을 높이기 위해서는 무엇보다 이혼에 영향을 미치는 요인이 무엇인지를 파악할 필요가 있다.후술하는 바와 같이,그 간 경제학을 비롯해 다양한 학문분야에서 이혼 사유에 대한 연구결과가 발표되 었다.또한 각종 언론매체를 통해서도 이혼 사유에 대한 보도가 적지 않게 제시 된 바 있다.2)더욱이,우리나라에서는 이혼신고서에서 이혼사유를 적시하도록 되어 있기 때문에 이혼 사유를 이해하기는 어렵지 않다.예를 들어,2012년 기 준 이혼신고서 상에서 이혼사유로 가장 많이 제시된 것은 ‘성격차이’로 전체 이 혼건수 중 49.0%에 달했다.그 다음으로 기타(19.9%),경제문제(13.1%),배우 자 부정(7.1%),가족간 불화(6.3%),정신ㆍ육체적 학대(4.5%),건강문제(0.7%) 등이 제시되었다.하지만 이혼 사유에 대한 기존의 논의과정에서 우리나라 시ㆍ 군ㆍ구별 이혼율 차이를 주목한 경우는 거의 없었다.우리나라 시ㆍ군ㆍ구별 조 이혼율은 2011년 기준 1.3∼3.5에 걸쳐 있어 그 변동 폭이 적지 않아 그 원인 규명이 긴요한 실정이다.또한 이혼 사유에 대한 기존 논의는 대체로 설문조사 에 기초하고 있어 설문 응답자의 주관적 판단이나 선입견이 개입할 여지가 많 다는 점에서 한계가 있다.따라서 우리나라 시ㆍ군ㆍ구별 조이혼율 차이를 야기 한 사회ㆍ경제적 요인을 규명한다면 이혼 사유에 대한 기존 논의를 보완할 수 있을 것으로 기대된다.
본 연구는 우리나라 시ㆍ군ㆍ구 이혼율 차이를 발생시킨 사회ㆍ경제적 요인 이 무엇인지를 규명함으로써 이혼 사유에 대한 기존연구들을 보완한다.이를 위 해 본 연구는 2000∼2011년의 12년 기간에 걸친 시ㆍ군ㆍ구별 패널자료를 활 용한 회귀분석을 시도한다.본 연구는 이혼율의 척도로서 조이혼율을 사용한다.
조이혼율은 총인구에 비혼 인구가 포함되어 있다는 문제점3)이 있지만 계산이
2)예를 들어,경향신문 2012년 10월 15일자 기사(“이혼한 여성 10명중 4명이 꼽은 ‘헤어진 이유’”)는 결혼정보회사의 설문조사 결과에 기초해 “남성 33.7%,여성 40.5%가 이혼사유 로 ‘경제적,금전적 요인’이라고 답했다”고 밝혔다.한국일보 2012년 9월 6일자 기사(“돌싱 녀,‘이혼사유는 결국 돈문제?’”)도 다른 결혼정보회사의 설문조사 결과를 토대로 “‘전 배우 자와 결혼생활 중 돈 문제가 이혼에 미친 영향’에 대해서 남녀 모두 영향이 있었다고 답한 비중이 절반 이상을 차지했다”고 보도하고 있다.
용이하고 국제비교에서 자주 활용된다는 이점이 있다.
이하의 논의는 이혼에 대한 선행 실증연구 소개,우리나라 이혼율의 변화추세 에 대한 개략적인 분석,분석모형의 제시,분석결과에 대한 해석 순으로 진행되 며,결론에서 본 연구의 결과를 요약하고 정책적 시사점을 제시할 것이다.
Ⅱ.선행연구
앞서 지적한 바와 같이 이혼에 대한 사회적 관심이 많은 만큼 그간 다양한 사회과학 분야에서 이혼에 대한 수많은 연구결과가 발표되었다.이 절에서는 본 연구와 밀접한 관련성을 갖는 국내외 실증연구 중 최근 연구를 중심으로 몇몇 선행연구를 소개하기로 한다.
1 .국외 선행연구
국외 선행연구들에서는 이혼 사유로 다양한 요인을 제시하고 분석해왔다.
White(1990)는 1980년대 동안 이루어진 이혼 관련 연구문헌에 대한 조사 논문 에서 이혼에 영향을 미치는 요인을 크게 거시 구조적 요인,인구학적 요인,그 리고 가족구성원의 상호작용 세 가지로 구분했다.White(1990)는 거시 구조적 요인으로 이혼 관련 법률의 변화,경기변동,가족제도,성비,성역할,사회적 통 합 정도,문화적 가치 등을,인구학적 요인으로는 재혼여부와 의붓자식 유무,부 모의 이혼 여부,결혼 전 동거여부,결혼 당시의 연령,혼전임신 및 출산 여부, 혼인 후 출산 유무,연령과 혼인 지속 기간,인종 등을 제시했다.가족구성원의 상호작용과 관련해서는 결혼으로부터의 행복감,이혼 고려 여부,상호교감,사회 경제적 상황,여성의 노동시장 참여,개인적인 부분 등을 구성요소로 제시했다.
3)조이혼율 추정값은 결혼인구나 연령대별 인구에 따라 달라질 수 있다(Trentand South, 1989,p.395).예를 들어,베이비붐 세대가 결혼을 하면서 이들 세대의 이혼건수도 상대 적으로 증가할 수밖에 없으며 그 과정에서 조이혼율이 상승할 수 있다.이점에서 유배우 이혼율(=당해 연도 유배우 인구 당 이혼건수)이 조이혼율보다 적절한 척도일 수 있다(박경 애,2000;정기원,2004).하지만 우리나라 통계자료에서 시ㆍ군ㆍ구별 유배우 인구가 연도 별로 공표되고 있지 않기 때문에 본 연구에서는 사용할 수 없었다.본 연구에서는 조이혼 율에 대한 회귀분석에서 해당지역의 혼인율과 결혼연령대 인구비중 등을 설명변수로 포함 시켜 통제하고 있기 때문에 이와 같은 문제점은 어느 정도 해소될 수 있다.
이와 비슷하게,CleekandPearson(1985)은 이혼 사유로 소통문제,행복감 결 여,성격차이,감정적 학대,금전 문제,성적 문제(sexualproblems),자신과 배우자의 알코올 남용,자신과 배우자의 부정,물리적 학대,인척 문제,자녀 문 제,종교적 차이,정신 질환,자신과 배우자의 약물 남용,여성권리신장 등 17개 원인을 선정했다.국내외 연구에서 이혼 사유로 제시된 항목들도 대체로 이 중 에 포함된다고 보아도 무방하다.
이혼 사유에 대한 국외 실증연구는 설문조사나 면접조사를 통해 개인별로 이 혼 사유를 조사한 연구와,통계기관이 발표한 국가별ㆍ지역별 자료나 시계열 자 료를 사용해 이혼율과 각종 변수 간의 관계를 규명하는 연구로 구분할 수 있다.
이혼과정에 대한 이해를 위해서 이 두 가지 접근방법은 서로 보완적이라고 할 수 있다(Amatoand Previtti,2003).다만 본 연구와 같이 이혼에 대한 정책 적 시사점을 도출하는 데 목적이 있는 경우에는 후자의 객관적 접근방법이 보 다 효과적이다.객관적 접근방법을 채택해 국가별ㆍ지역별 이혼율 자료를 사용 하는 경우에는 소통문제,성격차이,인척 문제,배우자 부정 등과 같은 배우자 간 관계요인보다는 거시적 사회ㆍ경제적 요인을 강조할 수밖에 없다.이하에서 도 사회ㆍ경제적 요인을 강조한 선행연구들을 보다 많이 인용하기로 한다.
기존연구들은 배우자의 사회ㆍ경제적 지위와 이혼 위험 간에 음(-)의 관계가 있음을 보고해왔다(Jalovaara,2001).예를 들어,기존연구들은 미국 사회에서 이혼은 전문직보다 비숙련 직업을 가진 부부 사이에서 보다 많이 발생했으며 교육수준이 높을수록 이혼 위험이 감소했음을 보였다.또한 남편의 소득수준이 높고 고용이 안정적일수록 이혼 확률이 낮아지는 경향도 곧잘 지적되었다.미국 사회의 가족형성과 붕괴과정에서 교육수준에 따라 상이한 경로가 발생하는 현 상은 노동시장의 양극화와 연결해 설명되기도 한다(Cherlin,2010).미국에서 1970년 초반이후 대졸 남성의 임금은 지속적으로 상승했고 대졸 여성의 임금은 정체되었으나 고졸 이하 남성의 임금은 하락했다.그 결과로 교육수준이 낮은 계층에서는 결혼 자체가 줄어들고 이미 결혼한 부부 간에는 이혼이 증가한 반 면에,대졸 여성은 대졸 남성과 결혼해 노동시장의 구조변화에 따른 이득을 확 보하려는 현상이 나타났다는 것이다.
국가별ㆍ지역별 통계자료에 기초해 이혼율과 각종 사회ㆍ경제변수 간의 관계 를 규명한 기존연구들은 대체로 일치하는 결과를 제시한 경우가 많았지만 어떤 변수에 대해서는 서로 상반된 결론이 도출된 경우도 있었다.경기와 이혼율 사
이의 관계에 대해 South(1985)는 1947∼1979년 동안의 미국 15세 이상 여성 유배우 이혼율을 통한 실증분석에서 경기와 이혼율 간에 음(-)의 관계가 나타 남을 보였다. 국가별 성비가 이혼율에 미친 영향과 관련해 Trent and South(1989)는 성비가 높을수록 이혼율이 낮음을 보였으나, Glenn and Shelton(1985)은 지역별 성비와 이혼율 간에 양(+)의 관계가 존재함을 확인했 다.한편,Trovato(1986)는 1970년대 캐나다 자료를 바탕으로 한 연구에서 남 성이 여성에 비해 이혼에 대한 낮은 위험을 가진다고 주장했다.유동인구의 비 율로 나타낸 사회적 통합 정도와 이혼율의 관계에 대해서는 다수의 연구에서 사회적 통합 정도가 높은 지역일수록(즉 유동인구의 비율이 낮은 지역일수록) 이혼율이 낮은 것으로 나타났다(Glenn and Shelton,1985;Trovato,1986; BreaultandKposowa,1987).
South(1985)와 Breaultand Kposowa(1987)는 실업률과 이혼율 간에 양 (+)의 상관관계가 존재한다고 주장한 반면,Kalmijn(2007)은 1990년대 유럽 30여개 국가 자료를 분석한 결과 실업률과 조이혼율 사이에 통계적으로 유의한 관계가 없음을 확인했다.한편 Trovato(1986)는 고용률과 이혼율 사이에 양(+) 의 상관관계를 도출하기도 했다.여러 연구에서 여성의 경제활동 참여율이 높을 수록 이혼율 역시 높은 것으로 나타나기도 했으나(Booth etal.,1984;South, 1985;Kalmijn,2007),여성의 경제활동 참여 혹은 여성의 소득 증가가 오히려 결혼의 불안정성을 줄여준다는 연구도 발표되었다(Smith and Meitz,1985; Greenstein,1990).그런가하면 South and Spitze(1986)에 따르면 여성의 노 동시장 참여보다는 주당 몇 시간을 일했는지가 보다 일관적으로 이혼에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
미국에서 이혼과 연계된 정책 또는 법제도의 효과에 관한 기존연구들은 주로 일방적 무책이혼(unilateralno-faultdivorce)의 도입에 초점을 맞추어왔다.이 들 연구는 미국에서 협의이혼이 일방적 무책이혼으로 전환된 결과로 인해 이혼 율이 증가했는지를 규명했다.이들 연구는 일방적 무책이혼의 효과에 대해 종종 상반되는 결과를 제시하고 있어(Peters,1986;1992;Allen,1992;Friedberg, 1998;Wolfers,2006),명확한 결론을 내리기 힘든 실정이다.한편 미국 사회 에서 결혼과 이혼의 변화를 촉발한 동인들을 분석한 Stevenson and Wolfers(2007)는 이혼에 대한 보다 자유주의적인 입법이 이혼율에 영향을 미 친 것은 사실이나 그 영향은 크지 않았다고 주장하고 있다.
2 .국내 선행연구
미국과 유럽을 중심으로 국외에서는 이혼에 대한 연구가 활발하게 진행되어 온 것에 반해 우리나라에서는 이혼 관련 연구가 결혼이나 출산 등 타 주제에 비해 상대적으로 적게 진행된 것이 사실이다.특히 경제학 분야에서 이혼 문제 는 거의 다루어지지 않았다고 해도 과언이 아닐 정도이다.4)하지만 최근 들어 이혼 문제의 중요성이 부각되면서 이혼 관련 연구도 증가하는 추세에 있다.이 소절에서는 2000년대 이후 발표된 연구들을 유형별로 구분해 간략히 소개한다.
첫 번째 유형의 선행연구는 이혼의 변화추세 및 현황을 분석한 것이다.예를 들어,박경애(2000)는 인구주택총조사와 인구동태통계연보 자료를 통해 1970∼ 1995년 기간 동안의 우리나라 성별,연령별,시도별,교육수준별 이혼율을 비교 했다.박경애(2000)의 분석결과에 따르면,24세 이하 연령대에서 이혼율이 가장 높은 것으로 나타났으며,남자(여자)는 대졸(무학)집단에서 이혼율이 가장 낮고 초등학교 졸업(고졸)집단에서 이혼율이 가장 높은 것으로 나타났다.지역별로는 서울,부산,인천,대전,경기,제주에서 전국 평균보다 이혼율이 높은 것으로 나 타나 도시화 수준과 이혼율이 비례하지는 않음을 보였다.
두 번째로,기혼남녀의 이혼의도에 영향을 미치는 요인을 분석한 연구도 인구 학,사회학,사회복지학,보건학 등 다양한 학문분야에서 다수 발표되었다.이무 영ㆍ이소희(2003)는 서울특별시에 거주하고 막내자녀가 만 18세 미만인 이혼자 200명을 대상으로 실시한 설문조사를 바탕으로 이혼발생에 영향을 미치는 요인 을 분석했다.개인특성,가족특성,사회적 자원 특성으로 요인을 구분하여 분석 한 결과,개인특성변인 중에서는 성별,종교,이혼사유가,가족특성변인 중에서 는 자녀수,부부사이의 긴장도가,사회적 자원 특성변인 중에서는 인적지원 관 련 자원,경제지원 관련 자원,주변반응이 이혼발생에 영향을 미치는 것으로 나 타났다.이명신(2006)은 지방 중소도시에 거주하는 일반여성 235명에 대한 설
4)경제학 분야에서 이혼문제를 다룬 선행연구는 주로 법경제학 관점에서 수행되었다.예를 들어,강신일(2010)은 제도 및 계약법적 시각에서 결혼을 장기계약관계로 간주하고 효율적 인 계약유지 및 비효율적인 계약파기를 위한 법ㆍ제도 측면에서 이혼율의 감소를 위한 정 책방안을 모색했다.박민수 外(2013)는 3년에 걸친 5개 지역 가정법원 판결자료에 기초해 위자료와 재산분할비율을 결정하는 요인을 실증적으로 분석하고 있다.박민수 外(2013)는 피고의 유책 사유가 위자료에는 영향을 미치지만 재산분할비율과는 무관하다는 점을 주요 분석결과의 하나로 제시하고 있다.
문조사 자료를 사용해 잠재적 이혼의도에 영향을 미치는 요인들을 분석했다.이 명신(2006)의 분석결과에 따르면,연령대가 낮을수록,결혼기간이 길어질수록 이혼의도를 보일 확률이 증가했으며,저학력의 경우 이혼의도를 보일 확률이 낮 은 것으로 나타났다.경제적으로는 중간계층에서 이혼의도가 높음을 보였다.또 한,회피적 대응 및 공격적 대응방식의 사용은 이혼의도를 보일 가능성을 증대 시켰으며,부부관계에 있어서 적극적인 문제해결 노력은 이러한 가능성을 감소 시켰다.이혼에 노출되거나 양성평등의식이 높을수록 이혼의도를 지닐 가능성이 상승했다.
구혜경ㆍ유영달(2008)은 부산광역시 거주 부부 400쌍에 대한 설문조사 자료 를 사용해 결혼관계의 안정성을 위협하는 요소들에 대한 분석을 실시했다.구혜 경ㆍ유영달(2008)에 따르면,남편의 경우 본인의 결혼만족도와 아내와의 연령차 이가 본인의 심각한 이혼고려 경험에 영향을 미쳤다.아내의 경우에는 본인의 결혼만족도,남편과의 이혼고려 정도의 차이,본인의 결혼기대수준이 영향을 미 친 것으로 나타났다.홍백의 外(2009)는 한국노동패널 1∼10차 자료를 통해 생 존분석 및 비례적 위험회귀모형 분석을 사용해 결혼지속에 기여하는 요인을 살 펴보았다.이들에 따르면 아내의 학력이 중졸이하로 낮은 경우이거나,남편 혹 은 가구소득이 높을수록 별거나 이혼을 할 확률이 낮아지는 반면에,부모를 봉 양하거나 남편과 아내의 연령이 낮을수록 별거나 이혼을 할 확률이 증가하는 것으로 나타났다.우해봉(2011)역시 한국노동패널 자료를 사용하여 성별,교육 수준별 이혼 패턴을 분석했다.별거도 이혼으로 간주하여 이산형 생존모형 분석 을 실행한 결과,1930∼1949년생 출생코호트의 경우 남성과 여성 모두 교육수 준이 높을수록 이혼할 개연성이 높은 것으로 나타난 반면 1950∼1969년생 남 성의 경우 교육수준이 높을수록 이혼의 위험이 유의미하게 낮아졌다.여성의 경 우 사회경제적 지위와 이혼 사이의 연관성이 상대적으로 뚜렷하지 않았는데,교 육수준이 낮은 여성의 경우 이혼이 상대적으로 혼인 생애과정의 초기 단계에서 발생할 위험이 높은 것으로 나타났다.
박영신ㆍ안귀옥(2012)은 남녀 기혼자 282명을 대상으로 한 설문조사 결과에 경로분석을 적용함으로써 이혼을 결정하는 과정에서 남녀가 심리적인 메커니즘 에 공통점 또는 차이점이 있는지를 살펴보았다.박영신ㆍ안귀옥(2012)의 분석결 과,부부갈등이 이혼의도나 부부관계 효능감에 미치는 영향과 부부관계효능감이 이혼의도에 미치는 영향은 남녀 집단에서 공통적으로 유의한 것으로 나타났다.
남자 집단과 달리 여자 집단에서는 부모역할이 이혼의도에 부(-)적인 영향을, 스트레스 대처 효능감에 대해 정(+)적인 영향을 유의하게 주는 것으로 나타났 다.이상에서 살펴본 두 번째 유형의 연구는 주로 소규모 표본에 대한 설문조사 에 기초하고 있다는 공통점을 갖고 있다.
세 번째로,최근 사회적 관심사로 부상한 황혼이혼이나 다문화 가정의 해체를 분석한 연구도 발표되고 있다.예를 들어,김길현ㆍ하규수(2012)는 황혼이혼과 관련해 노년기 부부관계가 결혼만족도 및 이혼의도에 미치는 영향을 분석했다.
김길현ㆍ하규수(2012)가 서울특별시 거주 60세 이상 남녀 유배우자를 대상으로 설문조사한 자료를 사용해 분석한 결과에 따르면,애정표현,여가공유,친밀감 및 의사소통이 결혼만족도에 정(+)의 영향을 미쳤고,경제적 갈등은 부(-)의 영 향을 미친 것으로 나타났다.이혼의도에는 경제적 갈등이 정(+)의 영향을 미쳤 으며,애정표현 및 친밀감이 부(-)의 영향을 미친 것으로 나타났다.한편 건강 상태가 양호하거나 소득이 높은 집단에서 애정생활,여가공유,친밀감,의사소통, 결혼만족도가 높은 것으로 나타났다.
2000년을 전후로 해 급격히 늘어난 국제결혼의 영향으로 국제결혼 부부의 결 혼 안정성 내지는 이혼에 대한 연구도 활발하게 진행되고 있다(김두섭,2006; 김두섭ㆍ이명진,2007).예를 들어,김두섭(2012)은 2009년 전국 다문화가족 실 태조사 자료를 활용한 분석에서 외국인 아내를 구하는 한국 남자들이 배우자와 의 사회인구학적 격차에 대해 보다 개방적이고 융통적일 것이라고 가정한 국제 결혼개방성 가설이 지지됨을 보였다.역시 2009년 전국 다문화가족 실태조사 자료를 이용한 분석을 통해,홍성효 外(2012)는 다문화가정의 자녀에 대한 지원 이 단지 저출산 문제의 해결뿐만 아니라 국제결혼 부부의 이혼 가능성을 낮춤 으로써 사회적 비용을 줄일 수 있다는 점에서 다문화가족의 자녀에 대한 지원 정책을 강조했다.
네 번째 유형의 연구에서는 시계열자료 또는 지역별 자료에 기초해 이혼율 결정요인을 분석하고 있다.정기원(2004)은 1970∼2002년 기간에 걸친 시계열 자료의 분석에 기초해 실업률이 높을수록,또한 1인당 소득수준이 늘어날수록 이혼율도 증가함을 보였다.여성의 경제활동 참가율은 이혼율에 영향을 미치지 않았으며,1977년에 있었던 가족법 개정은 이혼율에는 유의한 영향을 미치지 않았지만 이혼율의 변화율에는 영향을 미친 것을 확인했다.비슷한 기간에 대한 분석에서 정현숙(2008)은 오일쇼크와 경제위기,그리고 국민소득이 이혼율 상승
과 관련이 있으나 그 영향력에 있어서는 차이가 있음을 보였다.1990∼2006년 기간에 대해 울산광역시를 제외한 15개 시ㆍ도 자료를 분석한 연구에서 정창무 (2008)는 전년도 지역별 이혼율이 낮을수록,그리고 남자 실업률이 높을수록 이 혼율이 높아진다고 주장했다.이 분석에서 1인당 지역총생산,25세 이상 인구에 대한 남녀 성비,여성의 경제활동 참가율,전월세지수 등은 통계적으로 유의하 지 않은 것으로 나타났다.Lee(2013)는 2000년 1월부터 2008년 8월까지 54개 지방법원의 월별 이혼소송자료를 사용해 이혼숙려제가 이혼소송율과 이혼율에 미친 영향을 분석하고 있다.이 연구는 2008년 이혼숙려제의 법제화 이전에 54 개 지방법원이 상이한 시점에 다양한 형태로 이혼숙려제도를 도입한 사실에 기 초해 이혼숙려제의 효과를 분석했다.Lee(2013)는 이혼숙려제가 이혼소송율에 는 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았지만 이혼율을 상당부분 감소시킨 점 을 확인하고 있다.
본 연구는 네 번째 유형의 연구에 속하지만 기초단위(시ㆍ군ㆍ구)패널자료를 활용한 계량분석을 수행하고 있고,기존연구들에서 고려하지 않은 다양한 사회 ㆍ경제변수들을 결정요인으로 분석하고 있다는 점에서 기존연구들과는 차별적이 다.5)
Ⅲ.우리나라의 이혼율의 변화추세와 현황
이 절에서는 우리나라 이혼율의 변화추세와 현황을 간략히 소개함으로써 이 후 계량분석을 위한 이해를 돕고자 한다.본 연구에서 사용된 자료는 국가통계 포털(KOSIS:KoreanStatisticalInformationService)에서 제공되는 인구동 향조사,인구총조사,국내인구이동통계 등에서 수집한 것이다.인구동향조사 항 목 중에는 2000년대 초반의 일부 기간에 대해 공식자료가 공표되고 있지 않는
5)BreaultandKposowa(1987)가 지적한 바와 같이,횡단면 단위의 자료수집 수준을 광역 단위(시ㆍ도)보다 기초단위(시ㆍ군ㆍ구)로 설정하는 것이 분석결과의 신뢰성 제고측면에서 바람직하다.기초단위에는 두 변수 간에 명확한 인과관계가 존재하지만 기초단위를 합한 광역단위에서는 평균 또는 합산과정을 거쳐 그 인과관계가 사라질 수 있기 때문이다.실제 로 BreaultandKposowa(1987)는 미국 3,111개 카운티(County)를 횡단면 단위로 하여 다중회귀분석을 수행했는데,이들 연구의 분석단위는 본 연구와 흡사하다.또한 시계열자료 를 사용하는 경우에는 관찰값 수가 적다는 문제점과 함께,거짓관계(spuriousrelationship) 등 시계열 특성을 고려해야 한다는 한계가 있다.
경우가 있다.이 자료에 대해서는 통계청의 마이크로데이터서비스시스템(MDSS:
Micro DataServiceSystem)의 인구동향조사 혼인자료를 가공해 다시 구축 했다.
1 .우리나라 이혼율의 변동추세
1980년대 이후 우리나라 이혼율이 급속히 증가해 오다가 최근 안정화되고 있 다는 것은 주지의 사실이다.<그림 1>은 우리나라 연도별 이혼건수와 조이혼 율을 보여주고 있는데,이혼율의 급증 및 안정화 추세를 확연히 확인해준다.
<그림 1>에 따르면,1980년대 초반에는 연간 3만 건 안팎에 머물던 이혼건수 가 1980년대 중반부터 꾸준한 상승세를 보이며 증가해 2003년에는 16만 6천 건에 달함으로써 최고점에 도달했다.그 후 이혼건수는 다소 줄어들어 현재에는 연간 11만 5천 건 수준으로 안정화되었지만,30년 전과 비교하면 네 배에 달해 여전히 높은 수준이라 하겠다.조이혼율 역시 이혼건수와 비슷한 추세를 보였 다.조이혼율은 1990년대 초반부터 2003년까지 급격하게 상승해 3.4를 기록한 이후 다소 하락세로 돌아서 최근에는 2점대 초반을 유지하고 있다.
<그림 1>에 따르면,우리나라에서 이혼숙려제의 법제화가 이루어진 2008년 에는 이혼건수와 조이혼율이 직전년도와 비교해 모두 감소했다.이혼건수와 조 이혼율은 2009년에 일시적으로 증가했지만 2010년부터는 다시 2008년의 수준 으로 회복되어 2007년 이전보다 낮은 수준을 유지하고 있다.6)하지만 2003년 이후 이혼건수와 조이혼율이 모두 감소하는 추세에 있었고 이혼숙려제의 법제 화 이전에도 법원에서 다양한 형태로 이혼숙려제가 운영되고 있었기 때문에7) 이 감소추세가 이혼숙려제의 전국적 도입 때문인지는 예단하기 어렵다.다만 이 혼숙려제의 법제화와 함께 이혼숙려기간이 이전보다 대폭 늘어났기 때문에 이 혼숙려제의 도입효과가 강화된 측면이 있는 것은 사실이다.
6)2009년에 이혼율이 증가한 배경에는 Lee(2013)가 지적한 지연효과가 일부 작용했을 가능 성이 있다.2008년 10월부터 12월 사이에 접수된 이혼신청의 경우에는 3개월의 숙려기간 으로 인해 최종적인 이혼 신고가 2009년에야 가능했고,이 때문에 2009년 이혼율이 일시 적으로 증가했을 수 있다.
7)Lee(2013)에 따르면,이혼숙려제의 법제화 이전에 이미 54개 지방법원 중 46개가 이혼숙 려제를 도입하고 있었다.
<그림 1> 우리나라 이혼건수 및 조이혼율의 변동추세:1982-2012
자료:통계청(2013)『우리나라의 이혼·재혼 현황』 보도자료 2013.12.10.
2 .남녀 연령대별 이혼자 비율
연도별 이혼건수 및 조이혼율 자료를 통해서는 우리나라에서 이혼이 얼마나 빈번하게 발생하고 있는지를 판단하기 어렵다.이혼이 발생할 수 있는 모집단은 유배우자이기 때문이다.우리나라 통계자료 중에서 남녀 연령대별로 혼인상태를 정확하게 보여주는 것은 5년마다 시행되는 인구총조사밖에 없다.<표 1>은 2010년도 인구총조사에서 보고된 남녀 연령대별,혼인상태별 인구비율을 보여주 고 있다.<표 1>에 따르면,15세 이상 전체 인구 중 유배우 인구는 남성이 58.61%,여성이 56.89%로 남성이 여성보다 2%p가량 높았다.15∼29세 구간의 미혼인구 비율은 남성이 94.56%,여성이 87.52%에 달해,최근의 만혼 현상을 뚜렷하게 보여준다.30대에서는 유배우 남성이 전체 남성 인구의 59.81%를,유 배우 여성이 전체 여성 인구의 75.4%를 차지해 여성의 유배우 인구 비율이 월 등히 높았다.한편 40대에서는 남성과 여성의 유배우 인구 비율이 80%를 상회 하면서 비슷해지고,50대에서는 남성의 유배우 인구 비율이 여성보다 7.6%p가 량 높았다.이는 남녀 결혼연령 차이에 기인하는 것으로 보인다.60세 이상에서 는 여성의 유배우 인구비율이 대폭 낮아지는데,이는 배우자의 사망에 따라 사 별 인구가 증가한 때문이다.
15세 이상 전체 인구 중 이혼자 비율은 남성과 여성이 각각 3.64%와 4.36% 인데,이를 유배우 대비 이혼자 비율로 환산해보면,남성이 6.2%,여성이 7.7% 이었다.남성의 이혼인구 비율이 낮은 이유는 남성이 여성보다 재혼을 많이 한 때문으로 보인다.남녀 모두 40대와 50대의 이혼인구 비율이 20대나 30대보다 높았다.이는 유배우자 대비 이혼자 비율로 환산하더라도 동일하게 나타났다.
유배우자 대비 이혼자 비율은 40대와 50대의 남성이 각각 8.2%와 8.7%이었고, 40대와 50대 여성이 각각 10.4%와 10.3%이었다.반면에 20대와 30대의 남녀 의 유배우자 대비 이혼자 비율은 2∼5%에 불과했다.따라서 최근 황혼이혼이나 결혼직후 이혼이 증가하고 있지만,우리나라 가족에서 이혼은 여전히 40대와 50 대에 가장 많이 발생하고 있다고 할 수 있다.
15-29세 30-39세 40-49세 50-59세 60세 이상 전체
남성
인구 수 5,254,355 3,926,630 4,116,072 3,248,720 3,254,641 19,800,418 미혼 94.56% 37.87% 10.95% 3.36% 0.80% 35.56% 유배우 5.31% 59.81% 81.66% 86.79% 85.95% 58.61% 사별 0.01% 0.13% 0.72% 2.26% 9.94% 2.19% 이혼 0.12% 2.19% 6.67% 7.59% 3.31% 3.64%
여성
인구 수 4,778,428 3,867,865 4,088,709 3,316,106 4,352,262 20,403,370 미혼 87.52% 20.41% 4.76% 2.09% 0.81% 25.83% 유배우 12.19% 75.40% 83.66% 79.23% 47.36% 56.89% 사별 0.03% 0.46% 2.87% 10.49% 49.43% 12.92% 이혼 0.27% 3.73% 8.71% 8.20% 2.40% 4.36% 자료:통계청(2010)『인구총조사』에 기초해 계산
<표 1> 남녀 연령대별/혼인상태별 인구 비율:2010년 기준
3 .지역별 이혼율 현황
앞서 지적한 바와 같이,우리나라 지역별 이혼율에서 상당한 격차가 관찰된 다.8)<표 2>는 시도별로 이혼건수,조이혼율,1인당 지역총생산(GRDP:Gross RegionalDomesticProduct),남녀 실업률 통계값을 제시하고 있다.<표 2>
에 따르면,2012년 동안 전국에서 발생한 이혼건수는 총 11만 4천여 건으로 이 는 연앙인구 천 명당 2.27건에 해당하는 수준이다.9)조이혼율이 가장 높은 지 역은 인천광역시로 인구 천 명당 대략 2.6건의 이혼이 발생했다.제주특별자치 도,경기도,강원도,충청남도,울산광역시 등이 전국평균보다 높은 조이혼율을 보였다.조이혼율이 가장 낮은 지역은 대전광역시로 1.95의 낮은 조이혼율을 보 였으며,대구광역시,서울특별시,그리고 광주광역시가 상대적으로 조이혼율이 낮은 것으로 나타났다.조이혼율이 높은 지역과 낮은 지역에 광역시와 도가 골 고루 섞여 있어 도시화 수준과 이혼율 간에는 상관관계가 있다고 보기는 어려 운 것으로 판단된다.이는 박경애(2000)에서도 관찰되었던 현상이다.
1인당 GRDP는 울산광역시가 가장 높았고 대구광역시가 가장 낮았으며,울 산광역시와 서울특별시를 제외할 경우에 대체로 광역시보다 도 지역의 1인당 GRDP가 높았다.하지만 광역시와 도의 조이혼율에 명확한 패턴이 관찰되지 않 았기 때문에,<표 2>에서 제시된 정보만을 갖고는 소득수준과 이혼율 간 상관 관계를 추론하기는 힘든 것으로 판단된다.실업률은 전라남도와 제주특별자치도 가 가장 낮은 수준을 보였고 인천광역시가 가장 높았으며,도 지역의 실업률이 대체로 서울특별시를 포함한 광역시보다 낮았다.따라서 1인당 GRDP와 마찬가 지로,<표 2>에 나타난 내용만으로는 실업률과 이혼율 간의 직접적인 상관관 계를 가늠해보기는 어려운 것으로 보인다.
8)1980년 미국의 3,111개 카운티(county)를 대상으로 이혼율을 분석한 BreaultandKposowa (1987)와 비교하면 우리나라 이혼율의 지역별 차이는 비교적 적은 편이다.
9)통계청의 공식통계자료에서 조이혼율은 소수점 첫째 자리까지만 보고되고 있다.본 연구에 서는 이혼건수와 연앙인구를 사용해 조이혼율을 직접 계산했기 때문에 소수점 둘째 자리도 보고하고 있다.
이혼건수 조이혼율 GRDP (천 원)
실업률 (계)
실업률 (남성)
실업률 (여성) 전국 114,316 2.27 27,538 3.2 3.4 3.0 서울특별시 20,177 2.01 31,424 4.2 4.6 3.7 부산광역시 7,501 2.14 19,739 3.9 4.5 3.0 대구광역시 4,947 1.99 17,381 3.3 3.6 2.9 인천광역시 7,306 2.62 22,270 4.5 4.6 4.5 광주광역시 2,923 2.01 19,104 2.7 3.0 2.4 대전광역시 2,938 1.95 20,055 3.7 3.6 3.8 울산광역시 2,590 2.28 63,418 2.6 2.2 3.3
세종특별자치시 223 2.16 - - - -
경기도 28,452 2.39 24,139 3.3 3.4 3.1 강원도 3,550 2.33 22,526 2.5 2.4 2.5 충청북도 3,424 2.21 28,132 2.0 2.3 1.6 충청남도 4,685 2.33 44,709 2.3 2.2 2.4 전라북도 3,856 2.07 22,405 2.0 2.2 1.6 전라남도 4,011 2.11 36,557 1.6 1.6 1.5 경상북도 5,562 2.08 32,294 2.5 2.8 2.2 경상남도 7,427 2.26 29,451 1.9 1.7 2.1 제주특별자치도 1,426 2.48 22,743 1.6 1.7 1.4 자료:통계청(2012)『인구동향조사』,『지역소득』,『경제활동인구조사』
주:조이혼율은 『인구동향조사』,『주민등록연앙인구』에 기초해 계산
<표 2> 우리나라 시도별 이혼건수,조이혼율,1인당 GRDP,남녀 실업률 :2012년 기준
<표 3>은 시ㆍ군ㆍ구 단위 기준으로 조이혼율이 가장 높은 10개 지역과 가 장 낮은 10개 지역을 정리해 보여주고 있다.전국 시ㆍ군ㆍ구 중에서 가장 높 은 조이혼율을 보인 곳은 경기도 포천시로,인구 천 명당 3.53건의 이혼이 발생 했다.조이혼율이 가장 낮은 곳은 경기도 과천시인 것으로 나타났다.조이혼율 상위 10개 지역과 하위 10개 지역에는 모두 도시와 농촌이 뒤섞여 있어 도ㆍ농 에 기초한 이혼패턴을 찾기는 어려워 보인다.다만,조이혼율 하위 10개 지역에 포함된 시ㆍ군ㆍ구에는 서울특별시의 서초구와 강남구,대구광역시 수성구,대전 광역시 유성구 등 해당 도시 내에서 비교적 소득수준이 높은 지역들이 포함되 어 있어,높은 소득수준이 이혼을 억제할 가능성을 열어두고 있다.
상위 하위
지역명 조이혼율 지역명 조이혼율
경기 포천시 3.53 경기 과천시 1.28 경기 양주시 3.23 경북 영양군 1.38 경기 안산시 3.21 충남 계룡시 1.42 인천 중구 3.12 경북 봉화군 1.44 경기 동두천시 3.11 경남 합천군 1.45 경기 시흥시 3.10 대구 수성구 1.46 부산 중구 3.09 서울 서초구 1.49 강원 양양군 3.06 경북 예천군 1.51 경남 통영시 2.94 대전 유성구 1.51 서울 금천구 2.92 서울 강남구 1.54 자료:통계청(2011)『인구동향조사』,『주민등록연앙인구』에 기초해 계산
<표 3> 우리나라 조이혼율 상·하위 10개 시·군·구:2011년 기준
<표 4>는 2000∼2011년 기간 중 조이혼율의 증가폭과 감소폭이 가장 큰 지 역을 10개씩 보여주고 있다.2000년과 비교하여 2011년에 조이혼율이 많이 상 승한 지역이 왼쪽에 제시되어 있는데,이들 지역은 모두 군 지역에 해당한다.
예를 들어,전라북도 무주군은 2000년 1.21이었던 조이혼율이 2011년 2.3으로 상승해 가장 큰 증가폭을 보였다.2000년과 비교하여 2011년에 조이혼율이 가 장 많이 하락한 지역들은 표의 오른편에 나타나 있는데,이들 중 태반이 서울특 별시와 광역시에 소재한 구 지역들이다.특히 인천광역시 연수구의 경우 조이혼 율이 2000년 3.16에서 2011년 2.0으로 하락해 가장 큰 감소폭을 보였다.도시 지역과 농촌 지역 간 조이혼율 변동추세가 상반되게 나타난 것은 같은 기간 중 농촌과 도시에 상이하게 발생한 사회ㆍ경제 현상,예를 들어 국제결혼이나 여성 고용률 등이 이혼에 영향을 미쳤을 가능성을 시사한다.
증가 감소
지역명 조이혼율 지역명 조이혼율
전북 무주군 1.09 인천 연수구 -1.16 강원 횡성군 1.00 인천 중구 -1.12 충남 홍성군 0.94 강원 양구군 -1.07 충북 음성군 0.87 인천 남동구 -1.00 전남 영암군 0.86 강원 속초시 -1.00
전남 장성군 0.86 제주시 -1.00
충남 금산군 0.85 경기 동두천시 -0.98 경북 칠곡군 0.79 서울 중구 -0.82 전북 완주군 0.75 서울 성북구 -0.80 경남 산청군 0.73 부산 해운대구 -0.80 자료:통계청(2000;2011)『인구동향조사』,『주민등록연앙인구』에 기초해 계산
<표 4> 조이혼율의 증감 상위 10개 시·군·구:2000-2011년
Ⅳ.분석모형 1 .추정모형
본 연구는 우리나라 시ㆍ군ㆍ구별 사회ㆍ경제변수가 해당 지역의 조이혼율에 미친 효과를 보다 엄밀하게 분석하기 위해 아래와 같은 회귀모형을 설정한다.
(1)위 식에서 는 횡단면 단위(시ㆍ군ㆍ구)를,는 연도를 의미한다.
은
번째 시ㆍ군ㆍ구의
년도 조이혼율을 의미하며,
는 번째 사회ㆍ경제변수에 대해
번째 횡단면 단위에서
년도에 측정된 관찰값을 나타낸다.
는
년도 연도별 더미변수를 나타낸다.는 관찰할 수 없는 개별그룹효과를 나타내는 오 차항이며,은 통상적인 오차항이다.는 횡단면에 따라 다른 값을 가지며,은 횡단면과 시점에 따라 다른 값을 가진다.위 식에서 사회ㆍ경제변수(
) 의 계수 추정값을 살펴봄으로써 조이혼율에 영향을 미친 요인을 확인할 수 있 으며,연도별 더미변수(
)의 계수 추정값의 크기를 2008년을 전후로 비교함 으로써 이혼숙려제의 법제화 이후 이혼율 변화를 분석할 수 있다.본 연구는 2000∼2011년 기간에 걸친 전국 232개 시ㆍ군ㆍ구별 패널자료를 사용해 위 식을 추정한다.위 식과 같은 패널모형의 추정에는 흔히 고정효과모 형(fixed-effectsmodel)과 확률효과모형(random-effectsmodel)이 사용된다.
하지만 본 연구와 같이 총량자료(aggregateddata)를 사용한 정책분석에 있어 서는 고정효과모형이 확률효과모형보다 대체로 선호된다.일반적으로 총량자료 는 어떤 모집단으로부터 무작위로 추출된 표본으로 보기 어렵기 때문이다.또한
<표 6>과 <표 7>에서 볼 수 있듯이,고정효과모형과 확률효과모형을 각각 수 행한 후 두 모형의 계수 추정값을 사용해 하우스만 검정(Hausman specification test)을 실행해 보더라도 고정효과모형이 대체로 선호되었다.10) 따라서 본 연구에서는 고정효과모형의 추정결과만을 보고하기로 한다.
2 .설명변수
본 연구에서 고려한 설명변수,즉 사회ㆍ경제변수는 크게 인구학적 변수와 경 제변수로 구분할 수 있다.먼저 인구학적 변수로는 조혼인율,재혼 비율,남녀 국제결혼 비율,전입인구 비율,결혼연령대 인구비중,성비,여성 CEO 비율 등 을 고려한다.어떤 지역에서 혼인이 증가해 유배우 인구가 많아지면 이혼도 많 아질 수밖에 없기 때문에 조혼인율(=인구 천 명당 혼인건수)을 설명변수로 포 함한다.재혼 비율도 이혼율에 영향을 미칠 수 있다.이혼을 희망하는 사람은 자신 주변에 재혼 부부가 많으면 자신의 재혼 가능성도 높다고 판단할 것이며 재혼 가능성이 높으면 이혼은 매력적인 대안이 될 수 있기 때문이다.본 연구는 재혼 비율을 연도별 전체 혼인건수 중 부부 중 한 명이라도 재혼인 혼인건수의
10)두 모형의 계수 추정값 차이의 공분산행렬이 양정치행렬(positive-definitematrix)이 되 지 않아,즉 하우스만 검정의 전제조건이 충족되지 않아 명확한 결론을 도출하기 어려운 경우도 일부 발생했다.하지만 하우스만 검정을 적용할 수 있는 경우에는 항상 고정효과 모형이 선호되는 것으로 나타났다.한편 결과표에 제시하지는 않았지만 개별그룹효과를 나타내는 에 대한 검정에 대해 모든 모형에서 ∀ 이라는 귀무가설이 기각되 었다.
비율로 계산했다.
최근의 다문화가정과 관련된 문제에서 유추할 수 있듯이 다문화가정은 보다 높은 이혼위험에 노출되어 있다.따라서 특정지역에서 국제결혼 비율이 높을수 록 이혼율도 높아질 가능성이 높다.남성 국제결혼 비율은 연도별 전체 혼인건 수 중 한국인 남성과 외국인 여성 사이에서 이루어진 혼인건수의 비율로 측정 하며,여성 국제결혼 비율은 반대로 한국인 여성과 외국인 남성 사이에서 이루 어진 혼인의 비율로 측정한다.이렇게 남녀 국제결혼 비율을 구분한 이유는 우 리나라에서 발생하는 국제결혼을 살펴봤을 때 한국인 남성-외국인 여성 간의 결혼과 한국인 여성-외국인 남성 간의 결혼이 그 성격에서 차이를 보이기 때문 이다(김두섭,2006;김두섭ㆍ이명진,2007).
어떤 지역에서 전입인구의 비율(=전입 인구수/총 인구수)이 높을수록 그 지역 의 사회적 통합수준은 낮을 수 있으며,사회적 통합수준이 낮은 지역일수록 이 혼율은 증가할 수 있다.또한 결혼연령대 인구비중(=20∼44세 인구수/총 인구 수)이 높아,즉 결혼연령대 인구가 상대적으로 많아 잠재적 결혼(초혼과 재혼) 대상이 많다면 이혼을 고려할 확률이 높아질 수 있다.결혼시장에서 여성의 상 대적 지위나 협상력을 측정하는 변수로 성비(=여성 백 명당 남성의 수)와 여성 CEO 비율(=여성 CEO 수/총 CEO 수)을 고려한다.높은 성비는 지역 결혼시 장에서 여성이 상대적으로 부족함을 의미하며 여성의 공급이 적을수록 지역 결 혼시장에서 여성의 협상력이 강해질 것이다.마찬가지로 여성 CEO 비율이 높 은 지역은 여성의 사회적 진출이 활발하며 그만큼 여성의 지위가 상대적으로 높다고 볼 수 있다.지역 결혼시장에서 여성의 상대적 지위나 협상력이 높으면 남성에 비해 안정성을 선호하는 여성의 입장에서 이혼을 기피해 이혼율이 감소 할 수 있다(Guttentag andSecord,1983).이와 같은 논거를 바탕으로 Trent andSouth(1989)는 성비와 이혼율 간에 음의 관계를 추론한 바 있다.다른 한 편으로는 지역 결혼시장에서 여성의 상대적 지위나 협상력이 높으면 여성은 재 혼 상대를 쉽게 찾을 수 있고 이혼 후에도 경제적 능력을 상실하지 않을 가능 성이 높다.이 효과가 여성의 안정성 선호 효과보다 크다면 이혼율은 증가할 수 도 있다.
본 연구는 경제변수로 남녀 고용률과 1인당 소득수준을 고려한다.2절에서 살펴본 선행연구에 따르면,이 경제변수들이 이혼율에 미치는 효과를 사전적으 로 예측하기가 쉽지 않다.예를 들어,여성이 취업하면 가계의 부부 합산소득이
증가해 가정의 안정성이 증가하기 때문에 이혼 위험이 줄어들 수 있는 반면,여 성 취업은 이혼 시 직면할 금전 문제를 완화해주기 때문에 이혼 의도가 현실화 할 가능성을 증가시킬 수도 있다.따라서 각 경제변수와 이혼율 간의 관계는 실 증분석을 통해 규명되어야 할 질문이라고 간주할 수 있다.본 연구는 남성(여 성)고용률을 각 지역별 사업체에 고용된 남성(여성)의 수를 그 지역의 15∼64 세 남성(여성)인구수로 나누어 계산한다.1인당 소득수준은 해당 지역의 지방 세 총수입과 GRDP를 인구수로 나눈 1인당 지방세와 1인당 GRDP로 측정한 다. 지역 소득수준을 측정하는 변수로는 개념상 GRDP가 보다 적합하나, GRDP는 모든 지역에 대해 공표되고 있지 않다는 단점이 있다.따라서 지역 소득수준에 대한 대리변수로 1인당 지방세를 1인당 GRDP와 함께 사용하기로 한다.
Ⅴ.분석결과
1 .분석변수의 요약통계량
<표 5>는 본 연구에서 사용된 변수들의 요약통계량을 보고하고 있다.전입 인구 비율과 1인당 GRDP를 제외한 변수들의 관찰값 수는 모두 232×12(시ㆍ 군ㆍ구 개수×연도 수)=2,784개이다.전입인구 비율의 경우 2000∼2002년 기간 중 계룡출장소(현재 계룡시)와 증평출장소(현재 증평군)에 대한 자료가 제공되 지 않아 다른 변수들보다 관찰값이 다소 적다.1인당 GRDP의 경우 서울특별 시는 전 기간에 대해 구별 자료가 없고 다른 지역의 경우에도 자료가 제공되는 기간에 차이가 있어 관찰값 수가 1,679개로 다른 변수들보다 훨씬 적다.
<표 5>의 조이혼율과 조혼인율의 평균값에 따르면,우리나라에서 2000∼
2011년 기간 중 평균적으로 인구 천 명당 이혼이 2.46건,혼인이 5.68건 발생 했다.전체 혼인건수 중 재혼이 차지하는 비율은 평균적으로 24.43%이었다.한 국인 남성과 외국인 여성 사이의 평균 국제결혼 비율(9.18%)은 한국인 여성과 외국인 남성 사이의 평균 국제결혼 비율(1.73%)보다 5배 이상 높았다.나머지 변수들의 평균값도 비슷한 방식으로 해석할 수 있다.
<표 5>에서 주목되는 사실의 하나는 각 변수의 최소값과 최대값이 상당히
차이가 난다는 점이다.예를 들어,조이혼율의 최대값은 5.73으로 최소값인 0.97 의 약 6배에 달한다.성비의 평균값은 100에서 크게 벗어나지 않아 우리나라 성비가 안정적인 것과 같이 보이지만,일부 지역에서는 여성 100명당 남성이 120.46명이나 거주하고 있어 지역별로 성비의 불균형이 심각한 곳도 있었음을 알 수 있다.마찬가지로,여성 CEO 비율은 최소값과 최대값이 각각 15.2와 53.8이었다.즉 어떤 지역은 대표자가 여성인 사업체가 전체의 1/6에도 못 미친 반면에 어떤 지역은 절반 이상의 사업체의 대표자가 여성인 것으로 나타나 지 역별 편차가 상당했다.특히 1인당 지방세나 1인당 GRDP의 경우에 그 격차는 훨씬 크다.각 변수의 최소값과 최대값 간의 격차가 심하다는 것은 우리나라에 서 해당 변수의 지역별 격차가 상당했음을 의미하며,회귀계수의 추정과정에서 표준오차가 줄어들 가능성을 시사한다.
변수명 관찰값 수 평균 표준편차 최소값 최대값
조이혼율 (천 명당) 2,784 2.46 0.598 0.97 5.73 조혼인율 (천 명당) 2,784 5.68 1.285 2.36 11.78 재혼 비율 (%) 2,784 24.43 5.900 8.94 48.00 남성 국제결혼 비율 (%) 2,784 9.18 5.773 0.00 39.00 여성 국제결혼 비율 (%) 2,784 1.73 1.492 0.00 14.07 전입인구 비율 (%) 2,778 10.90 3.795 4.48 36.82 결혼연령대 인구비중(%) 2,784 38.35 6.220 22.10 51.20 성비 (여성 백 명당) 2,784 100.64 3.753 89.82 120.46 여성 CEO 비율 (%) 2,784 37.19 4.692 15.20 53.80 남성 고용률 (%) 2,784 52.48 35.069 16.80 428.00 여성 고용률 (%) 2,784 37.73 24.059 16.30 343.30 1인당 지방세 (천 원) 2,784 272.05 174.148 19.60 1,101.80 1인당 GRDP (백만 원) 1,679 18.90 11.586 5.41 117.35
<표 5> 요약통계량