비해 높은 값을 가졌다. 학력과 건강만족도에서도 마찬가지로 주된일 자리 종사자가 나머지 두 집단 대비 높은 수준을 보였다. 아울러 사 전점수로 포함된 8차시 자아존중감과 우울감 모두 은퇴유형 별로 그 정도가 다르게 보고되었는데, 자아존중감 값은 주된일자리 종사자 대 비 완전은퇴자와 점진적은퇴자에서 낮았다. 동일 집단군은 이와 같이 나뉘는 한편, 주된일자리 종사자와 점진적은퇴자 간에도 통계적으로 유의미한 차이는 보이지 않아 점진적 은퇴자가 교집합의 기능을 하는 것이라고 볼 수 있겠다.
마지막으로 각각 매개변수와 종속변수로 사용된 10차시 자아존중감 및 우울감에 대해서는 뚜렷하게 집단이 나뉨을 확인할 수 있다.
Tukey의 사후검증 결과 자아존중감은 주된일자리 종사자, 점진적은 퇴자, 완전은퇴자 순으로 높은 점수를 보였다. 또한 우울감에 대해서 는 주된일자리 종사자와 점진적은퇴자 간에는 차이가 없는 반면, 완 전은퇴자에서는 더 높은 값이 보고되었다. 지금까지의 결과는 다음의 [표7]에 정리하였다.
주된 일자리 종사자
점진적 은퇴자
완전
은퇴자 Significance
성별
남성 490
(478.9)
222 (218.9)
60
(74.2) =12.051
여성 149 **
(160.1)
70 (73.1)
39 (24.8)
배우자 유무
없음 86
(108.6)
63 (49.6)
26
(16.8) =16.039
있음 553 ***
(530.4)
229 (242.4)
73 (82.2)
연령
61.161 (8.404)
67.462 (8.965)
68.505
(9.400) =70.167 a < b c ***
8차시 경상소득 (LN)
8.404 (.755)
73.919 (.696)
7.923
(.891) =50.041 a > b c ***
10차시 경상소득 (LN)
8.421 (.802)
7.802 (.726)
7.720
(.894) =79.260 a > b c ***
학력
2.329 (1.183)
1.658 (1.218)
1.717
(1.385) =35.522 a > b c ***
건강만족도
3.332 (.896)
3.079 (.947)
2.869
(1.037) =15.207 a > b c ***
8차시 자아존중감 총점
31.562 (3.388)
30.812 (3.555)
30.434
(4.031) =7.503 a > b c **
8차시 우울감 총점
2.499 (3.780)
3.387 (3.824)
4.061
(5.417) =9.648 a < b c ***
10차시 자아존중감 총점
31.454 (3.218)
30.346 (2.945)
29.202
(3.864) =27.590 a > b > c ***
10차시 우울감 총점
2.377 (3.611)
3.069 (3.870)
5.040
(5.558) =20.644 a b < c ***
a= 주된일자리종사자 b= 점진적은퇴자 c= 완전은퇴자
* p<.05 ** p<.01 *** p<.001
표 7 은퇴유형에 따른 주요 변수 관측빈도(기대빈도) 및 평균(S.D.) 비교
제 2절. 가설검증
본 연구에서 검증하고자 하는 연구가설의 기각여부를 판단하기 위 한 Baron & Kenny(1986)의 인과적 단계 회귀모형 결과는 [표8]에 제시된 바와 같다. 검증을 통해 세 가지 회귀모형 모두 통계적으로 유의미한 모델임이 확인되었다. 모델 1에서는 인구학적 변수, 사회경 제적 변수, 건강변수, 사전점수를 통제한 상태에서 독립변수인 은퇴유 형 각각이 종속변수인 10차시 우울감에 영향을 미치는지 확인하였다.
다음으로 모델 2에서는 모델 1과 같은 통제변수들을 둔 상태에서 독 립변수인 은퇴유형이 매개변수인 10차시 자아존중감에 유의한 영향을 미치는지 확인하였다. 마지막으로 모델 3에서는 모델 2에서 결과변수 였던 10차시 자아존중감을 설명변수로 포함시킨 후, 은퇴유형 각각이 10차시 우울감에 미치는 영향이 유의미하게 감소하는지 검증하였다.