Ⅰ. 서론
1. 연구의 필요성
한국의 심각한 초저출산 현상은 2002년 이후 현 재까지 ‘저출산의 덫’에 빠져 벗어나지 못하는 상 태에 있다[1]. 저출산 현상은 일찍이 선진국을 중 심으로 시작되어 온 문제이나 이제는 한국을 비롯 한 유럽, 미주 및 동아시아의 많은 국가가 함께 당 면하고 있는 문제이다[2][3][4]. 출생아 수의 감소는 학생 수의 감소를 넘어 생산인구의 감소로 이어져 노동력 수급 불균형을 초래하고 노동생산성의 저 하로 인한 국가성장이 둔화됨으로써 결국 국가경 쟁력 하락요인으로 작용할 수밖에 없다[5][6]. 또한 노인인구 부양을 위한 생산인구의 조세 및 사회보 장비 부담의 증가로 세대 간 갈등이 심화될 것이 며[6], 자녀수의 감소와 더불어 인구이동으로 인한 가족분화 현상이 심화됨에 따라 가족기능의 약화 를 초래하게 될 것이다[7].
한국 사회의 저출산 요인은 매우 다양하다. 결 혼과 출산에 대한 가치관 등을 포함하는 사회문화 적 요인[8], 가계의 수입과 지출에 영향을 주는 경 기 동향의 경제적 요인[9], 보육비 지원, 세금혜택 등과 같은 자녀 양육을 위한 정부 지원 차원의 정 책적 요인[10] 등으로 크게 구분될 수 있다. 하지 만 최근의 한국 사회 저출산 원인과 관련하여 몇 몇 학자들은 무엇보다 젊은 연령층의 결혼에 대한 의식 즉, 가치관의 변화가 저출산의 주요 요인이 됨을 지적하고 있다. 이런 가치관 자체보다는 사회 환경 변화에 대한 정책적 노력의 미흡에 기인한다 는 신가정경제이론식 주장도 상존하고 있으나, 가 치관과 사회경제적 · 제도적 · 구조적 요인들의 복 합적인 작용에 의한 것이라는 주장이 설득력을 얻 고 있다[11].
우리나라의 저출산 대응은 저출산 ‧ 고령사회기 본법(2005)에 의거 2006년부터 매 5년마다 수립하 고 있는 저출산 ‧ 고령사회기본계획을 중심으로 제1차~제3차 시행을 완료하였으며, 2021년부터 향 후 5년간 제4차 저출산 ‧ 고령사회기본계획이 시 행 중에 있다[12]. 하지만 정부의 의도적이고 체계 적인 노력에도 불구하고 합계출산율은 지속적으로 감소하고 있으며 이런 현상은 결국 정부의 저출산 ‧ 고령사회기본계획에 근거한 노력들이 효과적이 지 못하다는 것을 반증하는 것이다.
출산은 한순간에 일어나는 사건이 아니며 아이 를 갖고자 하는 욕구가 우선되어야 한다. 즉, 출산 이라는 행동이 이루어지기 이전에 의도가 생성되 어야 하며, 의도와 행동은 연결고리가 이어질 수도 단절될 수도 있기 때문이다[13]. 이런 관련성은 운 동[14], 금연[15] 등의 행동을 통해 이미 검증되었 으며, 강한 행동의도를 가지고 있을 경우 실제행동 으로 실현될 가능성이 매우 높다[16]. 그러므로 출 산율을 높이기 위해서는 먼저 출산 및 출산의도에 영향을 미치는 요인에 대한 분석이 필요하며, 특히 저출산 문제와 같이 복합적이고 단기간에 변화가 일어나지 않는 사회구조 문제의 변화를 도모하기 위해서는 사람들의 행동에 영향을 미치는 요인에 대한 행동과학적 분석이 중요하다[17]. 하지만 계 획행동이론에 근거하여 출산의도를 종속변수로 사 용한 국내 연구는 쉽게 찾아볼 수가 없었다. 왜냐 하면 실제 출산행동과 출산의도에 있어 편차가 심 한 경우 출산의도에 대한 분석 결과만으로 정책 결정이나 시행은 매우 위험한 접근일 수도 있다는 부정적인 시각이 있기 때문이다[18].
본 연구에서 대학생의 경우, 출산행동을 단기간 에 실천할 가능성은 낮지만 장기적으로는 출산행 동을 할 가능성이 높은 집단이며 동시에 출산에 관련된 행동과학적 개입에 쉽게 접근할 수 있는 인구집단이다. 물론 대학생 시기에 형성된 출산의 도가 출산행동으로 이어지기 위해서는 다양한 장 애요인이 개입할 소지가 있을 수 있다. 그럼에도 불구하고 대학생을 대상으로 출산의도를 향상시킬 수 있는 노력을 하는 것은 정책적으로 의미 있는 노력이 될 수 있을 것이다.
출산의도와 관련된 요인들의 관계는 결혼가치관 이나 정부의 출산정책에 관한 인식에 따라서 동일 하지 않을 것이다. 전통적인 결혼가치관 및 정부의 출산정책에 관하여 우호적인 인식을 가지고 있을 경우, 출산의도는 높아질 수 있지만 그 반대의 결 혼가치관이나 정책 인식을 가지고 있을 경우에는 출산의도가 약해질 수도 있기 때문이다. 이에 본 연구에서는 계획행동이론의 주요 변인 즉, 출산에 대한 태도, 출산에 대한 주관적 규범, 출산에 대한 지각된 행동통제가 대학생의 출산의도에 미치는 영향과 결혼가치관 및 출산장려정책 인식의 조절 효과를 검증함으로써, 출산율을 높이기 위한 방안 을 마련하기 위한 기초자료로 제시하고자 한다.
Ⅱ. 연구방법
1. 연구설계
본 연구는 계획행동이론의 주요 변인이 대학생 의 출산의도에 미치는 영향과 결혼가치관 및 출산 장려정책 인식의 조절 효과를 검증하고자 하였다. 출산에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제 를 독립변수로 규정하고, 결혼가치관 및 출산장려 정책 인식을 조절변수, 출산의도를 종속변수로 하 였으며, 본 연구의 모형을 도식화하면 아래 <Figure 1>과 같다.
2. 연구대상
본 연구는 부산광역시 소재 일개 대학에 재학 중인 대학생 300명을 대상으로 구조화된 자기기입 식 설문지를 사용하여 본 연구의 목적과 취지를 이해하고 연구에 자발적으로 동의한 대상자로부터 수집하였다.
표본의 크기는 Cohen의 표본추출공식에 따라 개발된 Gpower 3.1.9를 이용하여 유의수준(α)=.05, 검정력(1-β)=.08, 중간효과크기=.15로 하였으며, 일 반적 특성 5개, 출산태도, 주관적 규범, 지각된 행 동통제, 결혼가치관, 출산장려정책 인식 등을 고려 하여 예측요인 13개를 기준으로 283명이 결정되었 다. 탈락률 10%를 고려하여 총 300명을 모집하였 고, 불성실한 응답이 포함된 17부는 제외하고, 최 종자료분석은 283부를 사용하였다.
3. 연구도구
1) 출산에 대한 태도
출산에 대한 태도는 ‘자녀출산으로 얻게 되는 효과에 대해 갖는 행위신념’으로 정의하였다. Hyun[15]의 도구에 기초하여 Han[17]이 종합병원 간호사의 출산에 대한 태도를 측정하고자 사용한 10개 문항 중 출산에 대한 주관적 규범에 준하는 5문항을 제외하고, 본 연구 대상자인 대학생의 출 산에 대한 태도 측정에 적합한 5개 문항으로 수정 보완하여 사용하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않 다’ 부터 ‘매우 그렇다’ 까지 5점 Likert 척도로 측 정하였다. 각 문항의 응답을 총합하는 방식의 직접 적인 측정 방법을 사용하였으며, 점수가 높을수록 출산에 대한 태도가 긍정적인 것을 의미한다. Han[17]의 연구에서 Cronbach’s alpha는 .86이었 고, 본 연구에서는 .90이었다.
2) 출산에 대한 주관적 규범
출산에 대한 주관적 규범은 ‘출산행동에 대한 주변 사람들의 인정과 긍정적 반응’으로 정의하였 다. Hyun[15]의 도구에 기초하여 Han[17]이 종합 병원 간호사의 출산에 대한 주관적 규범을 측정하 고자 사용한 7개 문항 중 본 연구 대상자인 대학 생의 출산에 대한 주관적 규범 측정에 적합한 4개 문항으로 수정 보완하여 사용하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’부터 ‘매우 그렇다’까지 5점 Likert 척도로 측정하였다. 각 문항의 응답을 총합 하는 직접적인 측정 방법을 사용하였으며, 점수가 높을수록 긍정적인 주관적 규범을 가지는 것을 의 미한다. Han[17]의 연구에서 Cronbach’s alpha는 .85이었고, 본 연구에서는 .83이었다.
3) 출산에 대한 지각된 행동통제
출산에 대한 지각된 행동 통제는 ‘출산을 방해 하는 장애요인을 지각하고 행동을 결정하는 통제 력에 대한 믿음’으로 정의하였다. Hyun[15]의 도구 에 기초하여 Han[17]이 종합병원 간호사의 출산에 대한 주관적 규범을 측정하고자 사용한 15개 문항 중 본 연구 대상자인 대학생의 출산에 대한 지각된 행동통제 측정에 적합한 7개 문항으로 수정 보완하 여 사용하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’부터 ‘매우 그렇다’까지 5점 Likert 척도로 측정하여 통 계처리 시 역변환하였다. 각 문항의 응답을 총합하 는 직접적인 측정 방법을 사용하였으며, 점수가 높 을수록 긍정적인 지각된 행동통제를 가지는 것을 의미한다. Han[17]의 연구에서 Cronbach’s alpha는 .89이었고, 본 연구에서는 .88이었다.
4) 결혼가치관
다양한 결혼가치관의 인식을 파악하고 출산의도 와의 관계를 분석하기 위해 세 가지 유형으로 분 류하였다. Lee[19]는 낭만적, 소극적, 보수적, 배타 적, 적극적, 도구적 결혼가치관의 6개 요인으로 재 구성하여 사용한 도구를 낭만적 결혼관은 일반적 결혼가치관으로, 도구적 및 보수적 결혼관은 보수 적 결혼가치관으로, 소극적 및 배타적 결혼관은 진 보적 결혼가치관으로 명명하였고, Choi et al.[20]가 사용한 도구 중 일부를 첨가하여 본 연구에 맞게 재구성하여 사용하였다. 일반적 결혼가치관 4문항, 보수적 결혼가치관 5문항, 진보적 결혼가치관 5문 항 등 총 12문항에 대하여 ‘전혀 그렇지 않다’ 부터 ‘매우 그렇다’까지 5점 Likert 척도로 측정하였으며, 타당도 및 신뢰도가 낮은 2개의 문항은 제외하고, 총 12문항에 대하여 분석하였다. 결혼가치관 별 각 문항의 응답을 총합하여 일반적 결혼가치관 및 보 수적 결혼가치관은 점수가 높을수록, 진보적 결혼 가치관은 낮을수록 결혼과 출산에 대해 긍정적인 것으로 평가하였다. Lee[19]의 연구에서는 Cronbach’s alpha는 .76이었고, 본 연구에서 일반적 결혼가치관의 Cronbach’s alpha는 .65, 보수적 결혼 가치관은 .86, 진보적 결혼가치관은 .78이었다.
5) 출산장려정책 인식
출산장려정책 인식은 ‘정부나 지방자치단체가 출산을 장려하기 위해 시행하는 정책 및 제반 활 동에 대한 인식’으로 정의하였다. 정부가 2006년부 터 시행하고 있는 출산장려정책 전략 중 Choi et al.[20]의 연구보고서에서 사용한 도구를 본 연구에 맞게 수정 보완하여 ‘청년 일자리 대책, 청년 주거 대책, 임신‧출산 지원, 자녀 돌봄 지원, 일‧가정 양 립지원‘의 주요 5개 영역을 출산장려정책 항목으로 사용하였다. 전체 5개 영역 15개 항목에 대하여 ‘전혀 도움이 안 됨’ 부터 ‘매우 도움 됨’까지 5점 Likert 척도로 측정하여 각 문항의 응답을 총합하 여 점수가 높을수록 출산장려정책에 대해 우호적 이며 인식이 높은 것으로 평가하였다. 본 연구에서 의 Cronbach’s alpha는 .89이었다.
6) 출산의도
출산의도는 향후 출산의 가능성 및 계획 등에 대한 생각’으로 정의하였다. Hyun[15]의 도구에 기 초하여 Han[17]이 종합병원 간호사의 출산의도를 측정하고자 사용한 4개 문항 중 본 연구 대상자인 대학생의 출산의도 측정에 적합한 3개 문항으로 수정 보완하여 사용하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇 지 않다’ 부터 ‘매우 그렇다’ 까지 5점 Likert 척도 로 측정하였다. 각 문항의 응답을 총합하는 방식의 직접적인 측정 방법을 사용하였으며, 점수가 높을 수록 출산의도가 높다는 것을 의미한다. Han[17]의 연구에서 Cronbach’s alpha는 .92이었고, 본 연구 에서는 .90이었다.
4. 자료분석방법
본연구에서 수집된 데이터는 SPSS ver. 26.0 및 Process macro를 이용하여 분석하였으며, 구체적인 분석 방법은 다음과 같다.
-
1) 연구대상자의 일반적 특성은 빈도분석, 연구 대상자의 주요변수는 기술통계 분석을 실시하였다.
-
2) 측정변수들의 신뢰성 검증은 Cronbach’s alpha를 실시하였다.
-
3) 연구대상자의 일반적 특성에 따른 각 변수들 의 차이를 확인하기 위하여 독립표본 t-test, one-way ANOVA 검증을 실시하였고, 사후 검증을 위해 Duncan test를 실시하였다.
-
4) 실증 모형 내 포함된 변수들의 복잡한 인과 관계와 조절 효과를 검증하기 위해 프로세스 매크 로를 활용한 부트스트랩 검증을 실시하였다.
5. 윤리적 고려
본 연구를 위한 자료수집 전에 윤리적 고려로 동의대학교 기관생명윤리위원회(IRB)의
사전승인(승인번호: DIRB-202011-HR-E-55)을 받 은 후 승인된 연구 절차에 따라 진행하였다.
연구대상자에게 본 연구의 목적과 자료수집에 대해 설명한 후 자발적인 참여 동의를 받아 자료 수집을 하였다. 연구목적으로만 자료가 사용됨을 알렸고, 연구대상자의 모든 자료는 공개적으로 열 람되지 않고 개인식별이 안되는 응답 자료 결과만 컴퓨터에 암호화되어 연구 종료 시점 4년 뒤 폐기 됨을 설명하였다.
Ⅲ. 연구결과
1. 대상자의 일반적 특성 및 일반적 특성에 따 른 변수들의 변이
연구대상자의 일반적인 특성 및 분포를 파악하 기 위해 빈도분석을 실시한 결과는 <Table 1>과 같다. 성별의 경우 ‘여성’ 171명(60.4%), ‘남성’ 112 명(39.6%)으로 여성이 많았다. 학년별로는 ‘2학년’이 116명(41.0%)로 가장 많았고, ‘4학년’ 84명(29.7%), ‘3학년’ 71명(25.1%), ‘1학년’ 12명(4.2%) 순이었다. 학과 계열별로는 ‘예체능계열’ 70명(24.7%), ‘이공계 열’ 65명(23.0%), ‘의료보건계열’ 58명(20.5%), ‘상경 계열’ 55명(19.4%), ‘인문사회계열’ 35명(12.4%) 순 으로 나타났다. 이성 친구와 6개월 이상 교제경험 에 대한 응답에서는 ‘있다’ 174명(61.5%), ‘없다’ 109명(38.5%)으로 이성 친구 교제경험이 있는 대상 자가 60% 이상으로 나타났다. 가구 월 소득은 ‘400-600만원 미만’ 80명(28.3%), ‘200-400만원 미만’ 69명(24.4%), ‘800만원 이상’ 59명(20.8%), ‘200만원 미만’ 39명(13.8%), ‘600-800만원 미만’ 36명(12.7%) 순으로 나타났다.
<Table 1>
General characteristics and differences in major variables according to participants’ general characteristics (N=283)
| Variables | Category | Attitude toward childbirth | Subjective norm toward childbirth | Perceived behavior control toward childbirth | Childbirth intention | General marriage value | Conservative view of marriage value | Progressive view of marriage value | The Pro-natal policy perception | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
||||||||||
| n(%) | M(SD) | M(SD) | M(SD) | M(SD) | M(SD) | M(SD) | M(SD) | M(SD) | M(SD) | |
|
|
||||||||||
| Gender | male | 112(39.6) | 3.93(0.80) | 4.19(0.63) | 2.41(0.79) | 3.67(0.97) | 4.29(0.67) | 3.33(0.85) | 3.11(0.73) | 4.02(0.58) |
| female | 171(60.4) | 3.33(0.88) | 4.00(0.68) | 1.92(0.66) | 2.75(1.13) 3.91(0.77) | 3.91(0.77) | 2.55(0.94) | 3.76(0.73) | 4.08(0.50) | |
| t(p) | 5.909(.000)** | 2.388(.018)* | 5.660(.000)** | 7.324(.000)** | 4.269(.000)** | 7.101(.000)** | 7.305(.000) ** | 0.940(.348) | ||
| Grade | 1 | 12(4.2) | 3.73(0.76) | 4.17(0.59) | 2.13(0.72) | 3.22(1.12) | 4.11(0.54) | 2.70(1.04) | 3.58(0.56) | 4.07(0.78) |
| 2 | 116(41.0) | 3.45(0.86) | 4.04(0.70) | 2.12(0.80) | 3.00(1.14) | 3.93(0.82) | 2.80(0.95) | 3.62(0.76) | 4.07(0.52) | |
| 3 | 71(25.1) | 3.67(1.00) | 4.20(0.66) | 2.10(0.77) | 3.13(1.32) | 4.27(0.68) | 2.98(1.06) | 3.34(0.87) | 4.09(0.51) | |
| 4 | 84(29.7) | 3.61(0.88) | 4.01(0.64) | 2.12(0.68) | 3.26(1.06) | 4.06(0.70) | 2.88(0.97) | 3.45(0.79) | 4.00(0.51) | |
| F(p) | 1.125(.339) | 1.249(.292) | 0.014(.998) | 0.812(.488) | 3.085(.028)* | 0.637(.592) | 2.041(.108) | 0.463(.708 | ||
| Department‡ | A | 56(19.4) | 3.51(1.05)ab | 4.10(0.77) | 2.15(0.89) | 3.15(1.25) | 3.98(0.84) | 2.71(0.96)ab | 3.47(0.90) | 3.92(0.49) |
| B | 70(24.7) | 3.61(0.80)ab | 4.10(0.62) | 2.21(0.75) | 3.27(1.10) | 4.10(0.68) | 3.07(0.97)b | 3.44(0.72) | 4.10(0.64) | |
| C | 58(20.5) | 3.86(0.72)b | 4.25(0.58) | 2.13(0.73) | 3.30(1.21) | 4.27(0.68) | 3.03(0.94)b | 3.36(0.87) | 4.10(0.47) | |
| D | 66(23.0) | 3.47(0.92)a | 3.96(0.59) | 2.05(0.70) | 2.99(1.10) | 4.03(0.76) | 2.75(0.98)ab | 3.53(0.74) | 4.09(0.49) | |
| E | 35(12.4) | 3.26(0.94)a | 3.93(0.78) | 1.96(0.67) | 2.68(1.11) | 3.82(0.77) | 2.57(1.04)a | 3.84(0.70) | 4.06(0.50) | |
| F(p) | 2.907(.022)* | 1.948(.103) | 0.790(.532) | 2.169(.073) | 2.201(.069) | 2.623(.035)* | 2.214(.068) | 1.113(.351) | ||
| Experience of dating opposite sex friends | yes | 174(61.5) | 3.68(0.87) | 4.15(0.65) | 2.19(0.80) | 3.28(1.16) | 4.23(0.71) | 3.02(0.98) | 3.40(0.82) | 4.05(0.56) |
| no | 109(38.5) | 3.38(0.91) | 3.96(0.68) | 2.00(0.66) | 2.85(1.22) | 3.79(0.74) | 2.61(0.95) | 3.66(0.73) | 4.07(0.47) | |
| t(p) | 2.767(006)** | 2.266(.024)* | 2.083(.038)* | 3.110(.002)* | 5.006(.000)** | 3.431(.001)** | 2.653(.008) ** | 0.357(.72 1) | ||
| Monthly household income | A | 39(13.8) | 3.44(0.87) | 3.98(0.62) | 2.04(0.68) | 2.97(1.11) | 4.12(0.63) | 2.98(1.04) | 3.56(0.82) | 4.16(0.41) |
| B | 69(24.4) | 3.43(0.85) | 4.00(0.61) | 2.05(0.75) | 2.99(1.13) | 3.90(0.77) | 2.55(0.93) | 3.60(0.79) | 3.99(0.51) | |
| C | 80(28.3) | 3.66(0.85) | 4.11(0.72) | 2.14(0.73) | 3.13(1.14) | 4.18(0.71) | 2.96(0.82) | 3.47(0.74) | 4111(0.57) | |
| D | 36(12.7) | 3.67(0.92) | 3.91(0.69) | 2.10(0.69) | 3.27(1.13) | 4.08(0.69) | 3.02(1.08) | 3.42(0.80) | 4.05(0.51) | |
| E | 59(20.8) | 3.62(1.00) | 4.28(0.64) | 2.22(0.87) | 3.25(1.29) | 4.03(0.87) | 2.92(1.10) | 3.42(0.87) | 3.99(0.56) | |
| F(p) | 0.944(.439) | 2.387(.051) | 0.568(.686) | 0.744(.563) | 1.357(.249) | 2.402(.050) | 0.600(.663) | 1.202(.310) | ||
*p<0.05, **p<0.01 ‡ Duncan-test : a<b<c
*Department : A(sanggyeong series), B(art and sports series), C(medical and health ), D(science and engineering), E(humanities and social sciences)
*Monthly household income : A(less than 2 million won), B(more than 2 million won-less than 4 million won), C(more than 4 million won-less than 6 million won), D(more than 6 million won-less than 8 million won), E(more than 8 million won)
출산에 대한 태도, 출산에 대한 주관적 규범, 출 산에 대한 지각된 행동통제와 출산의도와 조절변 수인 결혼가치관과 출산장려정책 인식의 일반적 특성에 따른 차이를 검토하기 위해 t-test와 일원배 치 분산분석(one-way ANOVA)을 실시하고, 사후 분석(post-hoc analysis)을 위해 Duncan-test를 활 용하였으며 결과는 <Table 1>과 같다. 연구대상자 의 일반적 특성에 따른 출산에 대한 태도는 성별 (t=5.909, p<0.001), 학과계열(F=2.907, p<0.05), 이성 친구 교제경험(t=2.767, p<0.01)에서 유의한 차이를 보였으며, 성별의 경우 남성에서, 이성 친구 교제 경험이 있을 경우 높게 나타났다. 학과계열의 경우 사후분석 결과 의료보건계열이 출산에 대한 태도가 가장 높다고 할 수 있다. 출산에 대한 주관적 규범, 지각된 행동통제, 출산의도의 경우 모두 성별 (t=2.388, p<0.05), (t=5.660, p<0.001), (t=7.324, p<0.001)과 이성 친구 교제경험(t=2.266, p<0.05), (t=2.083, p<0.05), (t=3.110, p<0.05)에서 각각 유의 한 차이를 보였으며, 남성과 이성 친구 교제경험이 있을 경우 높게 나타났다. 결혼가치관의 경우 성별 (t=4.269, p<0.001), 학년(F=3.085, p<0.05,) 이성 친 구 교제경험(t=5.006, p<0.001)에서 유의한 차이를 보였으며, 성별에서는 남성, 학년에서는 2학년, 이 성 친구 교제경험이 있는 경우 높게 나타났고, 학 년에 대한 사후분석 결과는 유의하게 나오지 않았 다. 보수적 결혼가치관의 경우 성별(t=7.101, p<0.001)과 학과계열(F=2.623, p<0.05,), 이성 친구 교제경험(t=3.431, p<0.01)에서 유의한 차이를 보였 으며, 성별은 남성, 이성 친구 교제경험이 있는 경 우, 학과계열에 대한 사후분석 결과 예체능계열이 보수적 결혼가치관이 가장 높은 것으로 나타났다. 진보적 결혼가치관의 경우 성별(t=-7.305, p<0.001) 과 이성 친구 교제경험(t=-2.653, p<0.01)에서 유의 한 차이를 보였으며, 성별은 여성이, 이성 친구 교 제경험이 없는 경우 각각 높은 결과를 보여 일반 적 및 보수적 결혼가치관의 남성과 이성 친구 교 제경험이 있는 경우 높게 나타난 것과 비교하여 정반대의 결과를 보여주었다. 출산장려정책 인식의 경우 일반적 특성에 따른 변이에서 유의한 차이를 보이지 않았다.
2. 모형의 검증
독립변수와 종속변수 간의 관계에서 조절효과를 검증하기 위하여, SPSS Process macro의 Model 1 을 이용하였다. 부트스트랩(bootstrapping) 샘플은 5,000개로 지정한 후 신뢰구간은 95%로 설정하여 검증을 실시하였으며, 독립변수와 조절변수를 평균 중심화(mean centering)하여 분석하였다.
1) 출산에 대한 태도와 출산의도 간의 관계에 서 결혼가치관
출산에 대한 태도와 출산의도 간의 관계에서 결 혼가치관의 조절효과 검증결과는 <Table 2>와 같 다. 출산에 대한 태도는 출산의도에 유의한 영향을 미치는 것으로 각각 나타났으며(β=.950, β=.787, β =.839, p<.001), 조절변수인 결혼가치관도 모두 유의 한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.245, β=.403, β=-.412, p<.001). 결혼가치관의 상호작용 항은 출산 의도에 유의한 영향을 미치지 못하여(R²=.004, R²=.003, R²=.002 p>.05) 조절효과가 없었다.
<Table 2>
Marriage values in the relationship between attitudes toward childbirth and childbirth intentions
| Variables | β | se | t | p | LLCI | ULCI | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
|||||||
| General marriage value | Constant | 3.072 | .045 | 68.035 | .000 | 2.983 | 3.161 |
| Attitude | .950 | .056 | 17.026 | .000 | .840 | 1.059 | |
| General marriage value | .245 | .067 | 3.500 | .001 | .107 | 382 | |
| Attitude× General marriage value | .102 | .055 | 1.866 | .063 | -.006 | .210 | |
| Conservative view of marriage value | Constant | 3.078 | .041 | 75.945 | .000 | 2.999 | 3.158 |
| Attitude | .787 | .053 | 14.780 | .000 | .682 | 891 | |
| Conservative view marriage value | .403 | .048 | 8.472 | .000 | .309 | 496 | |
| Attitude× Conservative view of marriage value | .638 | .035 | 1.818 | .070 | -.005 | .133 | |
| Progressive view of marriage value | Constant | 3.087 | .042 | 75.051 | .000 | 3.005 | 3.169 |
| Attitude | .839 | .054 | 15.608 | .000 | .733 | 945 | |
| Conservative vieue of marriage value | -.412 | .060 | -6.880 | .000 | -.530 | -.294 | |
| Attitude×Conservative view of marriage value | -.062 | .044 | -1.404 | 162 | -.148 | 025 | |
|
|
|||||||
| R2 increase with interaction | △R2 | F | p | ||||
|
|
|||||||
| Attitude × General marriage value | .004 | 3.480 | .063 | ||||
| Attitude× Conservative view of marriage value | .003 | 3.305 | .070 | ||||
| Attitude × Conservative view of marriage value | .002 | 1.970 | .162 | ||||
2) 출산에 대한 주관적 규범과 출산의도 간의 관계에서 결혼가치관
출산에 대한 주관적 규범과 출산의도 간의 관계 에서 결혼가치관의 조절효과 검증 결과는 <Table 3>과 같다. 출산에 대한 주관적 규범은 출산의도 에 유의한 영향을 미치는 것으로 각각 나타났으며 (β=.599, β=.525, β=.610, p<.001), 조절변수인 결혼 가치관도 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 나타 났다(β=.714, β=.732, β=-.840, p<.001). 주관적 규 범과 일반적 결혼가치관의 상호작용은 출산의도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났고(R²=.026, p<.001), 출산의도 관계에 대한 조건부 효과는 -.727(M-1SD)부터 -.060(M)과 .940(M+1SD)영역에서 모두 유의하고, 조절변수 값이 커질수록 Effect 크 기도 커지는 것을 확인할 수 있어, 일반적 결혼가 치관은 주관적 규범과 출산의도의 관계를 조절하 였다. 하지만 보수적 결혼가치관과 진보적 결혼가 치관의 상호작용은 출산의도에 유의한 영향을 미 치지 못하여(R²=.001, R²=.004, p>.05) 조절효과가 없었다.
<Table 3>
Marriage values in the subjective norms toward childbirth and childbirth intentions
| Variables | β | se | t | p | LLCI | ULCI | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
||||||||
| General marriage value | Constant | 3.037 | .056 | 54.331 | .000 | 2.927 | 3.147 | |
| Subjective norm toward childbirth | .599 | .090 | 6.633 | .000 | .421 | .776 | ||
| General marriage value | .714 | .079 | 8.993 | .000 | .558 | .870 | ||
| Subjective norm toward childbirth × General marriage value | .321 | .088 | 3.640 | .000 | .147 | .494 | ||
| Conservative view of marriage value | Constant | 3.100 | .045 | 68.276 | .000 | 3.011 | 3.189 | |
| Subjective norm toward childbirth | .525 | .071 | 7.433 | .000 | .386 | .664 | ||
| Conservative view of marriage value | .732 | .048 | 15.365 | .000 | .639 | .826 | ||
| Subjective norm toward childbirth × Conservative view of marriage value | .060 | .061 | .986 | .325 | -.060 | .181 | ||
| Progressive view of marriage value | Constant | 3.105 | .046 | 66.697 | .000 | 3.004 | 3.187 | |
| Subjective norm toward childbirth | .610 | .072 | 8.514 | .000 | .469 | .751 | ||
| Conservative view of marriage value | -.840 | .060 | -14.040 | .000 | -.958 | -.722 | ||
| Subjective norm toward childbirth × Progressive view of marriage value | -.117 | .073 | -1.598 | .111 | -.261 | .027 | ||
|
|
||||||||
| R2 increase with interaction | △R2 | F | p | |||||
|
|
||||||||
| Subjective norm toward childbirth × General marriage value | .026 | 13.247 | .000 | |||||
| Subjective norm toward childbirth × Conservative view of marriage value | .001 | .973 | .325 | |||||
| Subjective norm toward childbirth × Progressive view of marriage value | .004 | 2.552 | .111 | |||||
|
|
||||||||
| Subjective norm toward childbirth → Conditional effects of birth Intention | ||||||||
|
|
||||||||
| General marriage value | Effect | se | t | p | LLCI | ULCI | ||
| -.727 | .366 | .101 | 3.635 | .000 | .168 | .564 | ||
| -.060 | .579 | .089 | 6.478 | .000 | .403 | .755 | ||
| .940 | .900 | .133 | 6.754 | .000 | .638 | 1.162 | ||
| LLCI = boot 95% of indirect effects, lower limit within confidence interval | ||||||||
| ULCI = boot 95% of indirect effects, upper limit within confidence interval | ||||||||
3) 출산에 대한 지각된 행동통제와 출산의도 간의 관계에서 결혼가치관
출산에 대한 지각된 행동통제와 출산의도 간의 관계에서 결혼가치관의 조절효과 검증결과는 <Table 4>와 같다. 출산에 대한 지각된 행동통제 는 출산의도에 유의한 영향을 미치는 것으로 각각 나타났으며(β=.677, β=.462, β=.432, p<.001), 조절 변수인 결혼가치관도 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.731, β=.698, β=-.771, p<.001). 결혼가치관의 상호작용 항은 출산의도에 유의한 영향을 미치지 못하여(R²=.005, R²=.000, R²=.002 p>.05) 조절효과가 없었다.
<Table 4>
Marriage values in perceived behavioral control toward childbirth and childbirth intentions
| Variables | β | se | t | p | LLCI | ULCI | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
|||||||
| General marriage value | Constant | 3.093 | .049 | 63.604 | .000 | 2.998 | 3.189 |
| Perceived behavior control toward childbirth | .677 | .066 | 10.207 | .000 | .547 | .808 | |
| General marriage value | .731 | .066 | 11.058 | .000 | .601 | .862 | |
| Perceived behavior control toward childbirth × General marriage value | .134 | .077 | 1.736 | .084 | -.018 | .287 | |
| Conservative view of marriage value | Constant | 3.120 | .047 | 65.934 | .000 | 3.027 | 3.213 |
| Perceived behavior control toward childbirth | .462 | .066 | 7.002 | .000 | .332 | .592 | |
| Conservative view of marriage value | .698 | .050 | 13.877 | .000 | .599 | .797 | |
| Perceived behavior control toward childbirth × Conservative view of marriage value | -.016 | .053 | -.300 | .764 | -.121 | .089 | |
| Progressive view of marriage value | Constant | 3.136 | .053 | 58.887 | .000 | 3.031 | 3.241 |
| Perceived behavior control toward childbirth | .432 | .080 | 5.404 | .000 | .275 | .590 | |
| Progressive view of marriage value | -.771 | .074 | -10.372 | .000 | -.917 | -.625 | |
| Perceived behavior control toward childbirth × Progressive view of marriage value | .062 | .067 | .931 | .353 | -.069 | .194 | |
|
|
|||||||
| R2 increase with interaction | △R2 | F | p | ||||
|
|
|||||||
| Perceived behavior control toward childbirth × General marriage value | .005 | 3.015 | .084 | ||||
| Perceived behavior control toward childbirth × Conservative view of marriage value | .000 | .090 | .764 | ||||
| Perceived behavior control toward childbirth × Progressive view of marriage value | .002 | .867 | .353 | ||||
4) 출산에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동 통제와 출산의도 간의 관계에서 출산장려정 책 인식
출산에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통 제와 출산의도 간의 관계에서 출산장려정책 인식 의 조절효과 검증 결과는 <Table 5>와 같다. 출산 에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제는 출 산의도에 유의한 영향을 미치는 것으로 각각 나타 났으며(β=1.093, β=.930 β=.888, p<.001), 조절변수 인 출산장려정책 인식의 경우 태도(β=-.182, p<.05), 주관적 규범(β=-.026, p>.05), 지각된 행동 통제(β=.287, p<.005)로 주관적 규범은 유의한 영 향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 태도와 주관적 규범의 출산장려정책 인식의 상호작용 항은 출산 의도에 유의한 영향을 미치지 못하여(R²=.002, R²=.004, p>.05) 조절효과가 없었다. 지각된 행동통 제와 출산장려정책 인식의 상호작용 항은 출산의 도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며 (R²=.014, p<.05), 출산의도 관계에 대한 조건부 효 과는 -.454(M-1SD)부터 .013(M)과 .546(M+1SD)영 역에서 모두 유의하고, 조절변수 값이 커질수록 Effect 크기도 커지는 것을 확인할 수 있어 출산장 려정책 인식은 지각된 행동통제와 출산의도의 관 계를 조절하였다.
<Table 5>
Pro-natal policy perception of attitudes toward childbirth, subjective norms toward childbirth, perceived behavioral control toward childbirth, and childbirth intentions
| Variables | β | se | t | p | LLCI | ULCI | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
|
|
||||||||
| Pro-natalpolicy Perception | Constant | 3.100 | .041 | 76.212 | .000 | 3.020 | 3.180 | |
| Attitude toward childbirth | 1.093 | .046 | 23.835 | .000 | 1.002 | 1.183 | ||
| Pro-natal policy Perception | -.182 | .078 | -2.350 | .020 | -.335 | -.030 | ||
| Attitude toward childbirth × Pro-natal policy Perception | .116 | .081 | 1.429 | .154 | -.044 | .276 | ||
| Pro-natal policy Perception | Constant | 3.097 | .061 | 50.810 | .000 | 2.977 | 3.217 | |
| Subjective norm toward childbirth | .930 | .094 | 9.898 | .000 | .745 | 1.115 | ||
| Pro-natal policy Perception | -.026 | .118 | -.216 | .829 | -.258 | .207 | ||
| Subjective norm toward childbirth × Pro-natal policy Perception | .169 | .143 | 1.181 | .239 | -.113 | .451 | ||
| Pro-natal policy Perception | Constant | 3.120 | .055 | 56.943 | .000 | 3.012 | 3.228 | |
| Perceived behavior control toward childbirth | .888 | .073 | 12.114 | .000 | .743 | 1.032 | ||
| Pro-natal policy Perception | .287 | .108 | 2.646 | .009 | .073 | .500 | ||
| Perceived behavior control toward childbirth × Pro-natal policy Perception | .313 | .125 | 2.500 | .013 | .067 | .560 | ||
|
|
||||||||
| R2 increase with interaction | △R2 | F | p | |||||
|
|
||||||||
| Attitude toward childbirth × Pro-natal policy Perception | .002 | 2.041 | .154 | |||||
| Subjective norm toward childbirth × Pro-natal policy Perception | .004 | 1.395 | .239 | |||||
| Perceived behavior control toward childbirth × Pro-natal policy Perception | .014 | 6.252 | .013 | |||||
|
|
||||||||
| Perceived behavior control toward childbirth → Conditional effects of birth Intention | ||||||||
|
|
||||||||
| Pro-natal policy Perception | Effect | se | t | p | LLCI | ULCI | ||
| -.454 | .746 | .097 | 7.674 | .000 | .554 | .937 | ||
| .013 | .892 | .073 | 12.194 | .000 | .748 | 1.036 | ||
| .546 | 1.059 | .095 | 11.141 | .0001 | .872 | 1.246 | ||
| LLCI = boot 95% of indirect effects, lower limit within confidence interval | ||||||||
| ULCI = boot 95% of indirect effects, upper limit within confidence interval | ||||||||
Ⅳ. 고찰
본 연구는 대학생의 출산에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제가 대학생의 출산의도에 미 치는 영향과 최근에 출산영향요인으로 중요하게 부각되는 결혼가치관과 출산장려정책 인식을 조절 변수로 설정하여 연구를 전개하였다.
첫째, 대학생의 출산의도에 대한 측정결과는 평 균 3.11±1.16점으로 나타났고, Han[17]의 연구에서 는 평균 3.69점으로 본 연구보다 다소 높게 나타났 다. 이는 Han[17]의 경우 평균연령이 29세, 결혼 상태는 미혼이 55.8%로 나타나 본 연구 대상자인 대학생의 일반적 특성과 차이에 의한 것으로 간주 된다.
둘째, 계획행동이론의 주요 변인인 출산에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제가 출산의도에 영향을 미치는 요인에 대한 검증 결과이다. 변인 모두 출산의도에 통계적으로 유의한 영향을 미치 는 것으로 나타났다(p<.001). 따라서 출산의도가 출산으로 연결될 수 있는 교육, 지원, 정책 등이 뒷받침 되어야 될 것으로 생각된다.
셋째, 결혼가치관과 출산장려정책 인식에 대한 조절효과 검증결과이다. 세 가지 유형의 결혼가치 관이 출산에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동 통제와 출산의도의 관계에서 조절효과 검증결과, 출산에 대한 주관적 규범과 출산의도 간의 관계에 서 일반적 결혼가치관이 조절효과를 보여주었다. 주관적 규범은 주어진 행동을 수행 또는 수행하지 말라는 사회적 압력에 대한 개인의 인지를 의미한 다[21]. 이는 일반적으로 자신이 중요하다고 생각 하는 의미 있는 타자인 부모, 친구, 동료 및 교사 등과 같은 중요한 개인 및 집단의 주변인이 그 행 동을 하는 것에 대한 인정의 여부에 대한 믿음 (normative beliefs)과 의미 있는 타자의 생각에 순 응하고 싶은 동기(motivation comply)의 상호 작용 의 결과 또는 출산행동에 대한 다른 사람들의 인 정 또는 불인정에 의해 출산에 대한 긍정적인 주 관적 규범과 부정적인 주관적 규범이 결정된다. 이 러한 결과는 결혼에 대해 보편적이고 안정적인 일 반적 결혼가치관에 대한 인식이 높을수록 출산행 동에 대한 주변사람들의 인정과 긍정적 반응에 대 한 믿음의 주관적 규범이 출산의도에 미치는 영향 이 크다는 것을 의미한다. 출산장려정책 인식의 경 우 출산에 대한 태도, 주관적 규범과 상호작용 항 은 유의한 영향을 미치지 못하여 조절효과가 없었 다. 반면 지각된 행동통제와 출산장려정책 인식의 상호작용 항은 출산의도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 출산장려정책 인식은 지각된 행동통제와 출산의도의 관계를 조절하였다. 이 결 과는 출산장려정책에 대한 인식이 높을수록 출산 에 대한 지각된 행동통제 즉, 출산행동을 방해하는 장애요인에 대해 자신이 행동을 통제할 수 있다고 믿는 정도가 출산의도에 미치는 영향이 크다는 것 을 의미한다.
넷째, 출산에 대한 태도는 평균 3.57±0.89점, 주 관적 규범 4.08±0.67점, 지각된 행동통제 2.12±0.75 점으로, 주변 사람들의 출산에 대한 인정과 믿음에 대한 긍정적인 주관적 규범이 가장 높게 나타났으 며, 반면 출산을 방해하는 장애 요인을 지각하고 행동을 결정하는 통제력에 대한 믿음의 지각된 행 동통제는 가장 낮게 나타났다. 이는 개인이 출산행 동을 결정함에 있어 경제적 안정, 일과 가정의 양 립, 가사·육아 문제, 신체적 건강, 자아발전 등의 영향을 많이 받는다[20]. 종합병원 간호사를 대상 으로 실시한 Han[17]의 연구에서 출산에 대한 태 도는 4.01점, 주관적 규범은 3.85점이며, 지각된 행 동통제는 3.32점으로 가장 낮게 측정되어 본 연구 와 일치하였다.
다섯째, 사회인구학적 특성별 변수의 변이 중 연구에 참여한 대상자들의 일반적 특성에서 성별 과 이성 친구 교제경험이 각 변수에 유의미한 영 향을 미치는 것으로 나타났다. 출산에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제, 출산의도, 일반적 결혼가치관, 보수적 결혼가치관의 경우 남성과 이 성 친구 교제경험이 있는 경우 높게 나타났으며, 진보적 결혼가치관에서는 여성과 이성 친구 교제 경험이 없는 경우 각각 높게 나타났다. 이와같은 결과로 미루어볼 때 이성 친구 교제경험과 성별은 출산과 결혼에 중요한 요인으로 작용한다고 볼 수 있다.
결혼가치관의 경우 선행연구의 안정-낭만적 결 혼관은 본 연구에서 일반적 결혼가치관으로, 보수- 도구적 결혼관은 보수적 결혼가치관으로, 소극-배 타적 결혼관은 진보적 결혼가치관으로 그 의미에 맞게 수정하여 명명하였다. 선행연구를 살펴보면 일반적 결혼가치관에 관한 Jung[22]의 연구에서 낭 만형 결혼관은 남자가 높게 나타나 본 연구결과와 유사하였다. 보수적 결혼가치관의 경우, 보수-도구 적 결혼관은 남성이 여성보다 유의하게 높아 남성 이 결혼과 출산에 대해 보수적이고 긍정적임을 알 수 있으며, 본 연구결과와 유사하였다. Won[23]과 Jung[22]의 연구에서도 소극-배타적 결혼관에서 여 성이 남성보다 더 높은 것으로 나타났다. 대학생의 출산의도에 영향을 미치는 가족가치관에 관한 연 구[24]에서도 전통적인 가치관을 가지고 있는 사람 일수록, 전통적이고 보수적인 성역할 태도를 가질 수록 자녀를 출산하고자 하는 의도가 높다는 것을 밝혀냈으며, 특히 여성에 비해 남자대학생들의 가 족가치관이 전통적이고 보수적이라는 것을 실증적 으로 확인하였다. 이와 같이 대부분의 연구에서 성 별에 따른 가치관의 차이에 있어 여성이 남성에 비해 결혼과 출산에 대해 소극적-배타적인 진보적 가치관을 가지는 것으로 나타났으며, 이는 여성의 교육기회 확대 및 취업률의 상승이 여성으로 하여 금 결혼보다는 일과 자아개발을 더 중요시 하는데 영향을 미친다는 Lee[25]의 연구결과와 일치한다.
본 연구 결과를 바탕으로 우리나라의 심각한 저 출산 문제를 해결하기 위한 하나의 축으로 미혼 청년들의 결혼가치관의 긍정적 변화 유도와 출산 장려 정책에 대한 지속적인 연구가 필요할 것으로 사려된다.
Ⅴ. 결론
본 연구는 계획행동이론의 주요 변인 즉, 출산 에 대한 태도, 출산에 대한 주관적 규범, 출산에 대한 지각된 행동통제가 대학생의 출산의도에 미 치는 영향과 결혼가치관 및 출산장려정책 인식의 조절 효과를 검증함으로써, 출산율을 높이기 위한 방안을 마련하기 위한 기초자료로 제시하고자 수 행되었다. 본 연구에서 연구대상은 부산광역시 소 재 대학에 재학 중인 대학생 283명이었으며, 직접 설문조사로 자료를 수집하였다. 연구결과 출산에 대한 태도, 주관적 규범, 지각된 행동통제는 출산 의도에 유의한 영향을 미치는 것으로 확인하였다. 조절효과 검증결과 결혼가치관의 경우 출산에 대 한 주관적 규범과 출산의도 간의 관계에서 일반적 결혼가치관이 유의한 결과를 보였고, 출산장려정책 인식의 경우는 지각된 행동통제와 출산의도간의 관계에서 출산장려정책이 유의한 결과를 나타내었 다.
출산에 대한 태도 및 출산의도에 대한 선행연구 가 매우 부족함이 본 연구의 진행에 어려움을 주 었고, 특히 결혼가치관을 형성할 수 있는 성인초기 단계에 있는 대학생을 대상으로 하는 연구는 거의 전무하였다. 따라서 본 연구의 결과는 우리나라 출 산장려정책인식 및 출산력 제고에 기여할 수 있다 고 생각된다. 향후 본 연구를 통해 파악하게 된 여 러 요인들 외에도 추후 연구가 지속적으로 이루어 져야 될 것으로 생각되며, 현재 우리사회가 당면하 고 있는 저출산 문제를 해결하기 위해 교육과 홍 보 등을 통한 개인의 태도 및 가치관 변화와 우리 사회 전반의 의식 및 문화에 대한 개선이 필요할 것이다.
