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위에서 실시한 다항로짓분석은 일반 회귀분석과 같은 선형모형이 아니 므로, 분석에 투입된 독립변수들의 값에 따라 유형에 소속될 확률값이 달 라지게 된다. 또한 다항로짓분석의 결과는 참조집단을 기준으로 한 집단 간 상대적인 차이를 검증하는 분석이므로 참조집단에 따라 결과값이 달라 져 해석 또한 달라질 수 있게 된다. 따라서 영향요인의 값에 따라 각 유형 에 소속될 확률값의 변화를 확인하면서, 해당 유형에 대한 영향요인들의 특성을 참조집단에 상관 없이 확인하기 위하여 다항로짓분석의 추후검정의 하나인 한계효과분석을 실시하였다.

본 연구에서는 주요 영향요인으로 선택된 부모효능감, 배우자 지지, 배우자 기대, 직장상사 지지, 직장의 가족친화제도 이용경험 및 근무시간 각각의 한계효과를 분석하기 위해 다른 투입변수들을 모두 각각의 평균값 으로 고정하는 한계효과(MEM: Marginal effect at means) 분석 방법을 사 용하였다. 한계효과분석은 연속변수일 때 연속된 한계량 즉, 미소한 변화 분인 ∆y/∆x에 대한 한계효과를 구하게 되는데, 이 변화분이 아주 작기 때문에 분석되는 한계효과 값이 작아 가시적으로 한계효과를 설명하기가 어렵게 된다. 이에 해석의 편의를 위해 연속변수라도 이산변수처럼 처리하 여 단위를 임의로 지정하여 분석하는 방법을 선호하게 된다(Long &

Freese, 2006). 이에 본 연구에서는 ∆y/∆x에 대한 한계효과를 먼저 분석 하고, 다음으로 연속변수들을 이산변수처럼 처리하기 위해 원 척도의 1점 을 분석 단위로 지정하여 한계효과를 그래프화하였다.

각 유형에 속할 확률에 대한 영향요인들의 한계효과를 분석한 결과는 [표 7]과 같다. 먼저, 소극적 보조양육자에 대한 영향요인들의 한계효과를 살펴보면, 부모효능감, 배우자 지지, 배우자 기대, 직장의 가족친화제도 이 용경험의 한계효과가 유의미한 것으로 나타났다. 다른 모든 독립변수들을

평균값으로 고정하였을 때, 부모효능감, 배우자 지지, 배우자 기대의 한계 량 한 단위가 높아질수록, 또는 제도 이용경험이 있는 경우에 비해 없는 경우 소극적 보조양육자에 속할 확률이 낮아졌다. 달리 말하면, 분석에 투 입된 각각의 변수들에서 평균점에 있는 아버지가 있다고 가정한다면, 이 가상의 아버지는 부모효능감이 낮아지거나 아버지 역할에 대한 배우자의 지지가 적어지거나 배우자의 기대가 낮아지거나 제도 이용경험이 없을수록 소극적 보조양육자에 속할 가능성이 높아졌다. 한편, 통제변수들의 한계효 과를 살펴보면, 아버지의 연령이 높아질수록, 배우자의 학력이 낮아질수록, 직장의 규모가 커질수록 소극적 보조양육자에 속할 가능성이 높아졌다.

적극적 보조양육자에 대한 영향요인들의 한계효과를 살펴보면, 부모효 능감과 배우자 지지의 한계효과 및 직장의 가족친화제도 이용경험의 부분 적인 한계효과가 통계적으로 유의미하게 나타났다. 다른 모든 독립변수들 을 평균값으로 고정하였을 때, 부모효능감이나 배우자 지지의 한계량 한 단위가 높아질수록, 또는 제도 이용경험이 없는 경우에 비해 두 가지 이상 의 제도를 이용해본 적이 있을수록 적극적 보조양육자에 속할 확률이 높아 졌다. 한편, 적극적 보조양육자에 있어서는 통제변수들이 유의미한 한계효 과를 보이지 않았다.

이렇게 적극적 보조양육자에 대한 영향요인들의 한계효과의 통계적 유 의미성은 앞서의 다항로짓분석의 결과와 일치하는 것으로 나타났다. 그러 나 통제변수의 한계효과의 유의미성에서는 차이를 보였다. 즉, 소극적 보 조양육자를 참조집단으로 한 다항로짓분석에서 적극적 보조양육자에 대한 아버지 연령과 배우자의 학력, 직장 규모의 유의미한 효과는 적극적 보조 양육자의 한계효과분석에서는 유의미하지 않았다. 오히려 이와 같은 효과 는 소극적 보조양육자의 한계효과분석에서 유의미하게 나타났다. 이는 아 버지의 연령과 배우자의 학력, 그리고 직장의 규모가 적극적 보조양육자보 다는 소극적 보조양육자의 특성과 보다 관련되어 있다고 볼 수 있다.

[표 7] 한계효과분석

(N=410)

구분 소극적 보조양육자 적극적 보조양육자 소극적 양육자 적극적 양육자

dy/dx se dy/dx se dy/dx se dy/dx se 통제변수

연령 .03 ** .01 -.01 .01 -.02 * .01 -.00 .00 배우자 학력 -.10 ** .04 .07 .04 .03 .03 .00 .00 부부소득 .00 .08 -.01 .08 .01 .08 -.01 .01 자녀수(참조:1명) .10 .06 .03 .06 -.14 ** .05 .01 .01 맞벌이여부(참조:홀벌이) .11 .08 -.12 .07 -.00 .07 .01 .01 양육도우미유무(참조:없음) .05 .08 .03 .08 -.09 .07 .01 .01 직장규모 .03 * .01 -.02 .01 -.00 .01 -.00 .00 기술

부모효능감 -.07 *** .01 .02 * .01 .04 *** .01 .01 * .00 사회적 지원

배우자 지지 -.03 *** .01 .02 ** .01 -.00 .01 .01 ** .00 배우자 기대 -.02 *** .01 -.00 .01 .03 *** .01 .00 .00 직장상사 지지 -.01 .01 -.01 .01 .02 * .01 -.00 .00 제도적 요인

제도이용경험 (참조:없음)

1개 -.17 ** .06 .04 .06 .11 .07 .02 .01 2개 이상 -.17 * .08 .21 ** .08 -.05 .06 .02 .01 근무시간 .00 .00 -.00 .00 .00 .00 .00 .00

* p<.05; ** p<.01; *** p<.001

소극적 양육자에 대한 영향요인들의 한계효과를 살펴보면, 부모효능감 과 배우자 기대의 한계효과가 통계적으로 유의미하게 나타났다. 다른 모든 독립변수들을 평균값으로 고정하였을 때, 부모효능감이나 배우자 기대의 한계량 한 단위가 높아질수록 소극적 양육자에 속할 확률이 높아졌다. 한 편, 통제변수들의 한계효과를 살펴보면, 아버지의 연령이 낮아질수록, 자녀 가 두 명 이상보다는 한 명일수록 소극적 양육자에 속할 가능성이 높아졌 다.

이렇게 소극적 양육자에 대한 영향요인들의 한계효과의 통계적 유의미

성은 다항로짓분석의 결과와 차이를 보였다. 먼저, 소극적 양육자에 대한 부모효능감, 배우자 기대, 직장 상사의 지지, 아버지 연령, 자녀 수의 회귀 계수는 다항로짓분석에서와 같이 한계효과분석에서도 유의미하였다. 그러 나 다항로짓분석에서 회귀계수가 유의미하였던 배우자의 학력과 직장의 가 족친화제도 이용경험, 배우자 학력의 한계효과는 소극적 양육자에서 유의 미하지 않았고, 소극적 보조양육자에서는 유의미한 것으로 나타났다. 따라 서 참조집단을 고려하지 않은 소극적 양육자의 특성으로 대표될 수 있는 요인은 부모 효능감, 배우자 기대, 직장 상사의 지지, 아버지 연령, 그리고 자녀 수라고 할 수 있다.

적극적 양육자에 대한 영향요인들의 한계효과를 살펴보면, 부모효능감 과 배우자 지지의 한계효과가 통계적으로 유의미하게 나타났다. 다른 모든 독립변수들을 평균값으로 고정하였을 때, 부모효능감이나 배우자 지지의 한계량 한 단위가 높아질수록 적극적 양육자에 속할 확률이 높아졌다. 한 편, 적극적 양육자에 있어서는 통제변수들이 유의미한 한계효과를 보이지 않았다.

이렇게 적극적 양육자에 대한 영향요인들의 한계효과의 통계적 유의미 성은 다항로짓분석의 결과와 차이를 보였다. 먼저, 적극적 양육자에 대한 부모 효능감과 배우자 지지의 회귀계수는 다항로짓분석에서와 같이 한계효 과분석에서도 유의미하였다. 그러나 다항로짓분석에서 회귀계수가 유의미 하였던 가족친화제도 이용경험과 아버지 연령의 한계효과는 적극적 양육자 에서 유의미하지 않았고, 소극적 보조양육자에서는 유의미한 것으로 나타 났다. 따라서 참조집단을 고려하지 않은 적극적 양육자의 특성으로 대표될 수 있는 것은 부모 효능감과 배우자의 지지라고 할 수 있을 것이다.

이와 같은 한계효과분석을 통해 확인할 수 있는 것은, 다항로짓분석에 서 모든 유형들에 유의미하였던 가족친화제도 이용경험의 효과가 실제로 소극적 양육자와 적극적 양육자의 특성이라기보다는 소극적 보조양육자와

적극적 보조양육자의 특성에 가깝다는 것이다. 이는 Lamb 등(1987)이 아 버지 양육역할 실행의 4요인 모형을 제시하면서 제도적 요인이 아버지 양 육역할 실행에 대한 촉진제보다는 억제제로 기능할 가능성이 있다고 언급 한 것과 유사한 결과이다. 그러나 양육의 구체적인 동기와 실행 수준이 서 로 다른 소극적 보조양육자와 적극적 보조양육자 간의 다항로짓분석과 한 계효과분석 모두에서 제도 이용경험의 효과가 유의미하게 나타난 것은 아 버지의 동기를 고려할 때 단순히 제도가 양육 수행의 억제제만으로 기능하 는 것은 아닐 수도 있다는 것을 보여준다.

한편, 유형별 영향요인들의 한계효과의 차이 중 양육역할 수행동기와 실행 수준 간에 다소간 불일치를 보이는 적극적 보조양육자와 소극적 양육 자를 중심으로 한 차이는 주목할 만하다. 왜냐하면 기존의 Lamb의 4요인 모형은 이러한 동기와 실행이 불일치하는 아버지 집단의 특성을 적절히 분 석해주지 못하였기 때문이다(Pleck, 2010; Pleck & Masciadrelli, 2004). 본 연구에서는, 소극적 보조양육자를 참조집단으로 하여 다항로짓분석을 실시 하였을 때나 한계효과분석을 실시하였을 때나 적극적 보조양육자와 소극적 양육자 간 영향요인의 특성 차이가 거의 동일하게 사회적 지원 요인에서 나타났다. 소극적 양육자에 비해 자율적 동기 수준이 높고 모든 수행 수준 이 낮은 적극적 보조양육자는 배우자의 지지 수준이 높은 것을 특징으로 하였고 배우자의 기대와 직장 상사의 지지의 효과가 유의미하지 않았던 반 면, 소극적 양육자는 배우자의 기대와 직장 상사의 지지 수준이 높은 것을 특징으로 하였으며 배우자의 지지는 유의미하지 않았다.

이러한 각 수행동기-실행 유형에 대한 한계효과를 보다 가시적으로 확인하기 위해 한계효과 분석에서 통계적으로 유의미한 것으로 나타난 주 요 영향요인들만 한정하여 연속변수들을 이산변수로 처리하여 한계효과를 재차 분석한 후, 이를 그래프화하였다.