1. 유산상속동기에 관한 이론

노인은 어떠한 이유에서 유산을 상속하고자 하는가? 이에 대한 연구는 상당수 진행되었고, 일반적으로 크게 세 가지 정도의 동기로 유산상속을 설명하고 있으며, 각각 이론으로 발전된 상태이다(홍공숙, 김순미, 김변정, 1995; 김혜경, 2008; 김용진, 2013). 세 가지 유산상속동기이론은 바로 이타적(altruistic) 유산상속동기이론, 전략적(strategic) 유산상속동기이론, 우발적(accidental) 유산상속이론이다. 그 구체적 내용을 살펴보면, 첫째, 이타적 유산상속동기이론에서는 이타적인 부모가 자녀들의 소비효용을 위해 유산을 남기고자 자산을 축적한다고 설명한다. 둘째, 전략적 유산상속동기이론은 부모가 자녀들의 서비스(부양) 대가로 소유재산을 교환한다는 것이 주요 내용이다. 셋째, 우발적 유산상속동기이론은 수명의 불확실성, 연금이나 주택과 관련한 자본시장의 불완전성 등의 이유로 유산상속을 계획하고 있지 않다가, 사망시점에 남은 자산을 자녀에게 물려 주는 현상을 설명한다.

한편, 자발적인 계획을 갖고 있다는 점에서 이타적 유산상속동기이론과 전략적 유산 상속동기이론을 자발적 유산으로 보고, 자본주의사회에서 특별히 나타나는 현상을 조명한 자본주의적 유산이라는 동기모델을 추가하여 달리 분류한 시도도 있다(Masson & Pestieau, 1997). 자본주의적 유산은 최상위 부유층에 해당하는 유산동기이론으로서, 한 세대에 막대한 양의 부를 소유하는 것이 불가능하기 때문에 가족에 대한 염려가 전혀 없더라도 재정적･산업적 지배층과 같은 영원한 자취를 남기고자 유산을 상속하는 현상을 설명한다. 특이한 점은 자발적 유산을 단순히 이타적 혹은 전략적으로 나누지 않고, 다섯 가지 모델로 좀 더 구체화하였다는 것이다. 이타적 유산, 가부장적 유산, 후향적 유산, 순수 교환에 기반 한 유산, 전략적 유산이 바로 그것이다. 아래의 표는 Masson과 Pestieau(1997)의 유산상속동기모델 분류를 정리한 것이다.

2. 한국의 유산상속동기 및 의향에 관한 고찰

그렇다면 한국의 노부모들은 어떠한 동기로 유산상속의향을 갖게 될까? 한국의 전통과 문화에서 그 동기를 찾아볼 수 있다. 우리가 흔히 사용하는 친(親)이라는 한자의 뜻 중, 부모를 뜻하는 정의가 있다. 친(親)이라는 한자를 살펴보면, 나무(木) 위에 올라가 (立) 바라보다(見)라는 뜻을 가지고 있으며, 이는 부모의 곁에서 자녀가 떨어지더라도 여전히 부모는 자녀의 안위(well-being)를 걱정하는 마음에 멀리서도 그 모습을 살펴보고자 한다는 것이다. 즉, 부모는 자녀가 곁에 있거나 없거나 항상 그들의 안녕이 지속되기를 원하며, 심지어 자신이 죽은 후에도 자녀가 잘 지내기를 희망한다. 그리고 이러한 마음이 유산상속이라는 방법으로 반영될 것이다. 전술한 내용은 자녀의 안녕을 염려하여 자신의 자산을 자녀에게 상속함으로써 후손의 효용을 높이려한다는 이타적 유산상속 모델에 해당하며, 친(親)의 특성을 담고 있다. Becker와 Tomes(1979, 1986), Barro(1974)에 의해 주장된 이 모델은 ‘순수한 이타심’을 기반으로 한다. 반면, 부모와 자녀 간의 교환행태가 발견될 수 있고, 이것이 유산상속의 동기로도 이어질 수 있다. 그러나 전통적인 관점에서 본다면 자녀의 돌봄과는 별개로 부모는 자녀를 걱정한다는 점에서 가장 기본이 되는 모델로 ‘순수한 이타심’을 기반으로 한다고 볼 수 있다. “부모는 오직 자식이 병들까만을 근심하게 해야 한다(父母唯其疾之優).” 논어 ^｢위정(爲政)_｣편에서 맹무백(孟武伯)이 효에 대해 묻자 공자가 답한 내용이다. 부모의 많은 걱정을 덜어주고, 오직 자식의 건강만을 걱정하도록 하는 것이 효라는 것이다(권경자, 2015). 여기서 주목할 점은 자식의 효도에도 불구하고, 부모의 걱정은 여전히 남아있다는 것이다. 즉 자녀가 노부모를 돌보는지의 여부를 떠나 노부모는 자녀를 걱정하며, 이러한 염려는 유산상속이라는 행위로 이어질 수 있다.

한편, 가족주의가 발달한 우리나라의 경우에는 유산의 의미가 더욱 깊다고 볼 수 있다. 한국은 동아시아의 한자문화권 국가 중 유교적 전통이 가장 강하게 남아 있는 사회로 인식되고 있다(최영진, 이숙인, 2005). 유교적 전통에서 빼놓을 수 없는 개념인 가족주의는 가족을 가장 기본적인 사회의 구성단위로 여기고, 가족의 가치를 제일 중요시하며, 가족의 지속적 단결･유지를 위해 꾸준히 노력해야 하는 것이다(서선희, 1995; 신수 진, 1998). 이런 가족주의의 영향으로 우리나라의 부모들은 자신을 자녀와 하나로 지각하는 강한 동일체감을 지니고 있어, 자녀를 부모의 확장으로 생각하는 경향이 있다(류정현, 2007). 따라서 이러한 가족주의 차원에서 바라볼 경우, 우리나라의 유산상속은 가부장적 유산상속동기모델에 해당될 수 있다. 결국 부모는 자녀가 어떠한 형태의 유산을 원하는지를 살펴볼 필요가 없으며, 부모가 상속하길 원하는 유산이 바로 자녀에게 전해 지는 것이다. 또한 가족주의는 후향적 유산에 해당하는 유산상속동기모델의 모습을 낳는다. 가문의 발전과 계승이 가족주의 가치의 최종으로 이어진다는 점(이광규, 1994)에서 선조로부터 받아온 사회적･경제적 업적(유산)을 후손에 이어줄 의무가 지어진다.

지금까지 논의된 바와 같이 우리나라의 전통적 문화를 기반으로 볼 때 노부모는 이타적･가부장적･후향적 유산상속동기모델의 모습을 보여준다고 할 수 있다. 이 세 가지 모델의 공통점은 다른 두 자발적 유산(순수 교환, 전략적 유산)과는 달리 이타성에 기반을 둔다는 것이다. 그 이타성이 발현되는 방법에 어느 정도의 차이를 보이기는 하지만, 자녀의 안위 혹은 안녕을 염려하고 위하는 마음에서 유산을 상속하고자 하는 동기가 생긴다. 그런 점에서 오늘날 유산상속의 의미는 자녀의 입장에서 그 어느 때보다 중요한 양상을 띠고 있다. 생애소득에 의한 저축이 20%를 차지하는 반면 상속과 관련한 재산이 80%를 차지한다는 미국의 한 연구(Kotlikoff & Summers, 1981)가 발표된 이래로 미시경제에서 유산의 중요성이 받아들여지고 있다. 이러한 현상은 미국뿐만이 아니다. 일본의 한 연구(Miyamoty, 2006)에 따르면, 응답자 중 21.6%가 유산상속을 받은 경험이 있으며, 상속경험의 유무와 관계없이 모든 응답자의 순자산을 조사한 결과, 상속을 통해 형성된 자산이 순자산의 23.9%에 해당할 만큼 그 가치가 매우 높다고 할 수 있다.

우리나라의 경우도 마찬가지이다. 우리나라는 1990년대 이후 자산을 기반으로 한 부의 불평등이 지속적으로 악화되어 왔는데, 이를 가능하게 한 대표적인 방법이 바로 상속이다(이정우, 이성림, 2001). KB금융지주 경영연구소(2016)에 따르면, 우리나라에서 10억원 이상의 금융자산을 보유한 부자들의 가장 주된 자산 축적 방법 중 상속에 의한 자산 형성은 지속적으로 증가하고 있다. 비록 이 보고서는 특정 수준 이상의 금융 자산을 보유한 인구를 대상으로 하고 있다는 한계를 지니고 있지만, 자산의 규모에 따라 상속의 비중에 차이가 난다는 것을 말해주고 있다. 즉, 부의 불평등이 심각한 우리나라에서 유산상속은 개개인에게 매우 중요한 자산 축적의 수단이라는 것이다. 이런 현상 속에서 자녀를 위한 이타적 부모는 유산을 상속하고자 할 것이며, 자산의 수준이 높을수록 더 많은 유산을 상속하고자 할 거라고 추론할 수 있다.

유산상속의향과 관련하여 자녀의 부양을 전제로 한 상속의 동기 가능성 또한 고려해 야한다. 우리나라는 제정 민법부터 1990년 민법 개정 전까지 장남에게 상속가급분(相續 加給分)을 인정하여 부모부양의 책임을 부여하였다(김은아, 2006). 부양의 책임이 전통 적으로 장남에게 집중되었으나, 1990년 민법 개정 이후로 균분상속의 원칙이 법적으로 세워지고, 사회구조와 가치관이 변화함에 따라 부모에 대한 부양의식과 부양체계가 변화하였다(박성수, 2000). ‘장남에게만’ 혹은 ‘장남에게 더 많이’ 상속하고자 하는 의향이 줄어드는 현상(한국보건사회연구원, 2014)은 노부모에 대한 자녀의 부양행위와 관련이 있다는 것을 알 수 있다. 노인이 동거하는 자녀에 따라 유산상속의 대상이 달라진다는 주장(김현식, 황선재, 2013) 또한 유사한 예라고 할 수 있다.

이렇듯 자녀의 부양(서비스)에 따라 부모의 유산상속동기가 변화한다는 것은 전술한 유산상속동기모델 중 전략적 유산상속모델에 해당한다고 볼 수 있다. 실제 Bernheim, Shleifer, Summers(1995)는 유산상속액을 많이 남겨 줄 수 있는 부모는 그렇지 않은 부모보다 자녀서비스를 더 많이 받는다는 연구결과를 제시한 바 있다. 또한 Cox(1987) 는 이타적 유산상속동기와 전략적 유산상속동기의 모델을 통합하여 검증하였는데, 자녀들의 서비스와 이전 가능성이 정적관계를 보여, 교환을 전제로 한 전략적 동기만을 지지 하는 것으로 나타났다. 이상의 논의에서 우리나라는 전통적 문화와 가족주의 등을 기반 으로 이타적 유산상속동기가 주를 이루고 있으나, 무조건적인 자녀에 대한 사랑만으로 유산상속이 이루어지는 것이 아님을 추론할 수 있었다. 즉, 부양의식과 체계의 변화 등으로 전략적 유산상속동기가 가미되었고, 부모의 자산이 유산상속의향에 미치는 영향이 자녀의 서비스의 정도에 따라 달라질 수 있음을 추론해 볼 수 있다.

3. 노부모-자녀 관계만족을 중심으로 한 논의

유산상속에서 주된 주체의 관계는 노부모와 성인자녀일 것이다. 앞서 소개한 노인실태조사(한국보건사회연구원, 2014)에서도 그 상속의 주된 대상은 자녀이다. 비록, 장남, 효도한 자녀, 경제적으로 어려운 자녀 등 그 세부내용은 다양하지만, 자녀가 주된 상속의 대상이라는 사실에는 변함이 없다. 사회에 환원하거나 자신 혹은 배우자를 위해 재산 처리를 하겠다는 응답은 20%를 넘지 못한다. 그만큼 유산상속에서 고려해야할 것은 부모-자녀 간의 관계이다. 그러나 부모가 노인의 지위에 속할 때, 자녀와의 관계는 그 전의 형태와는 달라진다. 이렇게 달라진 부모-자녀 간의 관계를 설명하는 대표적 이론이 사회교환(social exchange)이론이다. 사회적 행위를 교환의 연속으로 가정하고 있는 사회교환이론은 교환관계에 있어서의 균형을 중요시한다. 노인의 사회적 노화과정을 교환 이론으로 설명한 Dowd(1975)는 노인은 돈, 지식, 설득력, 사회적 위치 등과 같은 힘의 자원이 부족하게 되어 세대관계에서 불균형 관계가 존재함을 설명한다. 교환관계에서 노인의 열등한 지위는 젊은 사람들과의 상호작용과 사회적인 참여의 감소를 낳는다. 이러한 노인의 교환관계를 자녀와의 교환관계로도 좁혀서 살펴볼 수 있다.

건강상의 문제를 포함하고 있는 신체적 기능 저하와 퇴직 등으로 인한 사회적 기능 저하로 인해, 노부모의 자원은 감소하게 된다. 때문에 자녀의 자원에 의존하게 되는데, 이때 노부모-자녀와의 불균형적 교환관계가 형성이 된다. 노부모가 자녀에게 지속적으로 의존하게 될 경우, 그들의 심리적 행복감은 저해되며(김유경, 2000), 노부모-자녀 간의 상호작용은 줄어들 수 있다. 우리는 “자식에게 짐이 될까봐”라는 말을 입버릇처럼 하는 노인들을 많이 발견할 수 있다. 자신은 잘 지내고 있다며 불편한 점을 숨기는 행위 에서부터, 자식에게 누를 끼치기 싫어 심지어 스스로 목숨을 끊는 극단적인 사례까지도 종종 발견할 수 있다(한찬규, 2014). 즉, 자녀의 입장과 달리 노부모가 느끼는 자녀와의 관계만족은 그들이 얼마큼의 자원을 확보하고 있으며, 또 얼마만큼 자녀에게 덜 의존하느냐에 따라 달라질 수 있다.

노인에게 있어 자산이 중요하다는 점은 최근 연구에서 주장되고 있다(원도연, 한창근, 2016; 신용석, 원도연, 노재현, 2017). 생애주기상 소득이 적어 원활한 소비가 어려워 질 때, 축적된 자산은 이를 보완해 준다. 그렇기 때문에 자산을 ‘미래 소비의 창고’라고 정의하기도 한다(Nam, Huang, & Sherraden, 2008). 따라서 소득이 다른 연령층에 비해 월등이 적은 노년층에게 있어 자산은 매우 중요며, 특히 병원비와 같은 지출이 늘어나는 때에 자산은 매우 큰 도움이 된다. 축적한 자산수준이 높을수록 자녀의 자원에 대해 덜 의존하게 될 것이다. 따라서 노인의 자산은 자녀와의 교환관계에서 비교적 덜 불균형한 상태를 만들기 때문에, 자산수준에 따라 관계만족 또한 높아질 것이다.

노부모-자녀 간의 관계만족을 노인의 자산이라는 자원에 초점을 두고, 사회교환으로 풀어본 원도연과 한창근(2016)의 연구는 이러한 추론을 뒷받침하고 있다. 이들의 연구 에서는 노부모와 자녀 간의 교환활동이 활발할수록 관계만족도가 높아진다는 결과를 보여준다. 특이한 점은 노부모의 자산이 유산으로 이어진다는 것을 전제로 하였다는 것이다. 따라서 노부모는 자녀에게 자산을, 자녀는 노부모에게 부양행위(만남빈도, 연락 빈도, 경제적 지원)를 교환하는 관계로 보았다. 그렇기 때문에 이들의 연구에서는 사회 교환이론과 전략적 유산상속동기모델로 이론적 고찰을 했으나, 앞서 살펴본 바와 같이, 우리나라 노인의 유산상속동기는 한 가지의 모델만으로 설명할 수 없다. 따라서 노부모- 자녀 간의 관계를 교환관계뿐만 아니라 전술한 부모의 자녀에 대한 이타심을 기반으로 한 관계를 고려할 필요가 있다.

4. 그밖에 유산상속의향에 미치는 요인들

먼저, 부모의 인구사회학적 변인으로 주관적 건강과 가구 총소득, 생존자녀 수를 뽑을 수 있다. 선행연구들은 건강이 유산상속의향에 영향을 미치는지의 여부를 두고 엇갈린 결과를 제시하고 있다. 유의미한 영향을 미치지 못한다는 주장도 있지만(김혜경, 2008; 김순미, 2017), 건강이 유산상속의 동기나 형태에 영향을 주는 것으로 선행연구는 주장 하고 있다(강유진, 2012; 김용진, 2013). 특히, 자녀들에게 골고루 유산을 남겨준다는 평등형 노인이 장남위주의 전통형 노인에 비해 주관적 건강상태가 좋다는 결과를 보여 준 연구(강유진, 2012)는 주관적 건강의 중요성을 알려준다. 또한 경제상태가 상속형태 (평등형, 장남형 등)에 영향을 준다는 김혜경(2008)의 연구결과는 노인의 경제적 상황의 중요성을 알려준다. 소득이 여성의 이타주의적 유산상속 선호에 영향을 준다는 연구 결과(김현식, 황선재, 2013)는 본 연구에서 초점을 두고 있는 자산 이외에 가구소득을 살펴볼 필요성을 뒷받침해준다. 마지막 노인의 인구사회학적 변인으로 생존 자녀의 수를 고려해볼 수 있다. 다수의 연구들이 자녀수와 유산상속 간에 상관이 있는 것으로 보여주고 있다(김혜경, 2008; 강유진, 2012; 김현식, 환선재, 김윤희, 2012).

유산상속을 다룬 많은 연구들이 노인의 인구사회학적 변인을 다루고 있는 반면, 자녀에 대한 변인을 다루는 연구는 상대적으로 그 수가 적다. 그러나 본 연구가 한국 노인의 유산상속이 이타적 뿐만 아니라, 전략적이라고 추론한 점에서 부모에 대한 자녀의 자원 제공에 영향을 미치는 요인에 대한 고려도 필요하다. 이에 본 연구는 유산상속의향에 영향을 미치는 자녀의 인구사회학적 변인 또한 고려해본다. 우선, 자녀의 자녀(노부모의 손자녀)수를 고려해볼 수 있다. 전술한 바와 같이, 노부모와 자녀 사이의 교환관계에서 자녀가 노부모보다 자원을 많이 가지고 있다. 그러나 자녀 역시 노부모에게 제공할 수 있는 자원은 한정적이며, 자녀에게 양육할 자녀가 있을 경우에는 노부모에게 제공할 수 있는 자원의 양을 더욱 제한할 수 있다(손병돈, 1999; Couch, Daly & Wolf, 1999). 자녀가 부모에게 행하는 소득이전에 관한 손병돈(1999)의 연구에서는, 자녀의 미혼자녀 수가 순이전수혜량, 소득대비 이전소득 비율에 유의미한 영향을 미친다는 결과를 보여준 바 있다. 한편, 미국 성인자녀의 노부모에 대한 자원이전행동을 연구한 고선강(2005) 은 자녀의 교육수준과 취업상태가 영향을 미친다는 결과를 제시하였다. 구체적으로 교육수준은 금융자산의 이전과 돌보기 제공에 유의미한 영향을 미쳤고, 취업상태가 금융 자산의 이전과 시간 제공에 유의미한 영향을 미쳤다. 우리나라의 경우도 마찬가지로 자녀의 교육수준과 취업상태 즉, 근로활동 여부가 노부모-자녀 간의 자원 이전에 미치는 영향을 고려해볼 수 있다. 유산이라는 자산의 세대간 이전현상에서 주택자산 또한 무시할 수 없는 요인이다. 마강래와 권오규(2013)는 주택이 전체 자산에서 부동산 자산 비율이 80%에 달하며 세대간 주택자산의 사회적 전이현상이 다음 세대의 불평등을 심화할 수 있다고 주장한다. 이에 자녀의 주택소유 여부 또한 노인의 유산상속의향에 미치는 변인으로서의 가능성을 가늠해볼 수 있다.

1. 연구모형 및 연구가설

본 연구의 목적은 무엇이 한국 노인의 유산상속의향에 영향을 미치는지 종합적으로 파악하는 것이다. 지금까지의 이론적 고찰을 통해 한국의 노부모들은 기본적으로 이타적 동기를 가지고 있음을 추론하였다. 그리고 이러한 이타적 동기는 사회변화에 따라 전략적 면모를 갖추게 되고 있음을 고려해 볼 수 있다. 유산의 형태가 자산이 주를 이룬다는 점에서 노인의 자산은 유산상속의향에 영향을 미치는 주요한 변인으로 생각할 수 있다. 만일 전략적 면모를 보여주는 부모-자녀 간의 교환활동 및 기타 유산상속의향의 영향변인을 고려했음에도 자산이 유산상속의향에 영향을 미친다면, 기본적으로 부모는 자녀를 염려한다는 이론적 고찰의 내용에 부합하여 이타적 유산상속동기에 해당한다고 볼 수 있다. 이와 더불어, 이론적 고찰에서는 기본적으로 이타심에 기반한 유산상속의향에도 교환활동에 따라 그 정도가 변화되는 전략적 유산상속동기의 면모가 나타날 수 있음을 유추하였다. 이에 본 연구에서는 노부모-자녀 간의 정서적 지지 정도를 교환활동의 대리변수로 설정하였고, 자산과 유산상속의향 사이에 조절효과가 나타날 것이라고 추론할 수 있다. 끝으로 유산상속이 부모와 자녀 간에 이루어진다는 점에서 노인이 느끼는 자녀와의 관계만족도를 함께 살펴보아야 한다. 따라서 본 연구에서는 노인의 자산이 자녀와의 관계만족도를 통해 유산상속의향에 영향을 미치는 관계에 있어 자산의 직접효 과와 정서적 지지의 조절효과가 나타나는지를 조건부직접효과모형을 통해 검증하려고 한다. 연구모형과 연구가설은 다음에 제시된 바와 같다.

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그림 1

연구모형

2. 분석자료

본 연구는 한국고용정보원의 고령화연구패널조사(KLoSA: Korean Longitudinal Study of Ageing) 제5차 자료(2014년)를 사용하였다. 고령화연구패널조사는 대한민국 제주도를 제외한 지역에 거주하는 45세(1962년 이전 출생)이상의 중고령자 개인을 대상으로 표집된 자료로, 2006년에 1차 조사가 시작되어 매 2년 주기로 조사가 실시되고 있다. 본 연구에서는 패널자료로 표집된 전체 7,029명 중 생존자녀가 있는 만 65세 이상을 분석대상으로 설정하였으며, 이 가운데 자녀와의 관계만족, 유산상속의향, 자산에 대한 설문에 응답한 2,402명을 최종 분석에 사용하였다.

3. 변수의 정의 및 측정

4. 분석방법

본 연구의 자료는 SPSS 23.0과 SPSS Macro를 사용하여 분석하였다. 자료의 오류와 이상치를 검토하였으며 각 변수들의 기본적인 특성과 경향을 파악하기 위해서 빈도분석과 기술분석을 실시하였다. 회귀분석의 주요 가정 중 하나인 변수의 정규성을 검토하기 위해서 왜도와 첨도를 확인하였고, 변수들 간의 다중공선성과 관계의 경향을 확인하기 위해 상관관계 분석을 실시하였다.

본 연구모형은 독립변수와 종속변수 사이에 매개변수(mediator)가 있는 단순매개모형과 독립변수의 직접효과가 조절변수(moderator)에 의해 조절되는 모형(조절모형)이 결합(combination)된 형태, 즉 조건부직접효과모형(conditional direct effect model)이다. 그러므로 독립변수가 매개변수에 영향(a)을 미치고 종속변수에 영향을 미치는 변수로 오직 독립변수(c)와 매개변수(b)에 국한시켜서 간접효과(ab)를 추정하였던 단순매개 모형 분석과 달리, 매개과정이 서로 다른 상황(조절변수)에 따라 달라질 수 있다는 통합된 분석기법을 통해 검증을 해야 한다. 따라서 매개효과와 조절효과에 대한 개별적인 접근이 아니라 모형의 전체적인 관점에서 추정치를 통합하여 추론검증을 실시해야 한다. 이에 따라 본 연구는 Hayes(2013)가 제안한 조건부과정분석(conditional process analysis) 절차에 의해 매개효과와 독립변수의 직접효과가 조절변수의 값에 따라 달라지는지(conditional) 조건적인 직접효과(conditional direct effect)를 계산하여 그 유의성을 검증하였다. 이 때 투입되는 독립변수와 조절변수는 평균중심화(mean centering)를 하였고, 각 효과의 통계적 검증은 부트스트래핑(bootstrapping)방법을 이용하였다.

1. 연구대상자의 일반적 특성

본 연구의 대상자인 2,402명의 일반적 특성을 살펴보면 <표 3>과 같다. 성별에서는 남성이 35.3%(848명), 여성이 64.7%(1,554명)로 여성노인의 비율이 더 높다. 연령별 분포의 경우 65~74세 46%(1,105명), 75~84세 41.8%(1,003명), 85세 이상 12.2%(294 명)이며 평균연령은 75.8세이다. 교육수준을 살펴보면 초등학교 졸업이하 67.5%(1,621 명), 중학교 졸업 13.1%(315명), 고등학교 졸업 14.1%(339명), 대학교 졸업이상 5.3%(127명)이다. 혼인상태는 배우자가 있는 비율이 48.6%(1,167명), 배우자가 없는(별거 .9%, 이혼 1.4%, 사별 또는 실종 49.1%, 기타 0%) 비율이 51.4%(1,235명)이다. 다음으로 노동활동여부를 살펴보면 현재 노동활동 참여자는 21.3%(511명), 미참여자는 78.7%(1,891명)로 조사되었다. 그러나 은퇴와 상관없이 수입을 위한 노동참여 희망자는 3.9%(72명)로 희망하지 않는 자의 96.1%(1,774명)에 비해 매우 적은 것으로 나타났다.

본 연구에서 주목하고 있는, 가설 검증의 종속변수인 유산상속의향과 매개변수인 자녀와의 관계만족도가 연구대상자들의 일반적 특성별로 어떻게 다른지를 기술분석을 통해 <표 4>에 제시하였다. 전반적으로 자녀와의 관계만족도는 100점 만점 기준으로 평균 점수가 65.9점으로 분석되었고, 유산상속의향은 32점으로 나타났다. 먼저 자녀와의 관계만족도는 남성(67점)이 여성(65.3점)에 비해 높고 노동활동을 하는 노인이 하지 않는 경우보다 높으며, 순자산과 가구 총소득이 높을수록 그리고 건강할수록 높게 나타났으나 그 차이는 크지 않은 수준이었다. 다음으로 유산상속의향에 대해 살펴보면, 남성 노인들의 유산상속의향이 39.5점으로 여성 노인들의 27.9점에 비해 높게 나타났다. 그리고 현재 노동활동에 참여하고 있는 노인의 유산산속의향(40.8점)이 참여하지 않는 노인들(29.6점)보다 높았다. 한편, 본 연구에서의 독립변수인 순자산과 관련하여 분포를 먼저 살펴보면, 5천만원 미만의 순자산을 보유한 노인이 50.4%, 5천만원 이상 1억원 미만의 순자산을 보유한 노인이 13.5%, 1억원 이상 3억원 미만을 보유한 노인이 25.5% 이었고, 3억원 이상을 보유한 노인은 10.6%인 것으로 확인되었으며, 전체 노인들의 평균 순자산은 1억1,031만원이었다. 순자산 보유액이 많은 노인일수록 유산상속의향이 점차적(17.6점~69.8점)으로 높아지는 것으로 나타났는데 그 격차는 상당히 큰 수준이었다. 그리고 가구 총소득의 경우도 수준이 높을수록 유산상속의향이 높아지는 경향(24.2 점~38.0점)을 나타냈다. 마지막으로 주관적 건강상태별 유산상속의향을 살펴보면, 건강이 ‘나쁜 편’인 노인의 유산상속의향이 20.8점으로 가장 낮았고, ‘보통’은 37.5점이며, 건강이 ‘좋은 편’인 노인이 46.6점으로 가장 높은 것으로 나타났다. 전반적으로 응답자들의 평균점수를 감안할 때 유산상속의향은 남성노인인 경우와 노동활동에 참여하는 노인이 상대적으로 높았으며, 노인들의 순자산이 1억원 이상 일수록 그리고 건강상태가 보통이상 일수록 현저하게 높아지는 경향을 보였다.

2. 주요변수들의 분포특성 및 상관관계

연구 모형을 검증하기 전에 주요 변수들의 정규성을 평가하기 위해 왜도(skewness)와 첨도(kutosis)를 분석한 결과와 변수들 간의 상관관계 분석 결과를 <표 5>에 제시하였다.

먼저 왜도의 절대값이 2이상, 첨도의 절대값은 7이상이 아니면 추정에 영향을 주지 않는다는 기준(Curran, West & Finch, 1996)에 근거하여 살펴본 결과, 왜도는 -.947~.593, 첨도는 -1.235~1.848로 나타나 모든 변수들이 정규성에서 벗어나지 않은 것으로 나타났다. 다음으로 변수들의 관계를 파악하기 위해 상관관계를 분석한 결과를 살펴보면, 유산상속의향은 자산(r=.4, p<.01)과 자녀와의 관계만족도(r=.216, p<.01), 그리고 정서적 지지(r=.218, p<.01)와 유의미한 정적(+) 상관관계를 보이고 있다. 또한 유산상속의향과 통제변수들 간의 관계는 주관적 건강, 가구 총소득, 자녀의 교육수준과 근로활동률 및 주택소유율과 유의미한 수준에서 정적(+)인 상관관계를 보였고, 생존자 녀수, 자녀의 평균 자녀수와는 부적(-)인 관계를 나타냈다. 이상의 결과는 본 연구의 가설에서 설정한 주요 변수들 간의 방향성과 일치하는 것이다. 그리고 상관계수의 절대 값이 .013~.4 이며, 분산팽창계수값(VIF<10: 1.1~1.42)과 공차한계(TOL>.1: .7~.91)로 살펴봤을 때 독립변수들 간의 다중공선성은 의심되지 않았다.

3. 조건부직접효과모형의 가설 검증

본 연구모형은 자산(X)이 유산상속의향(Y)에 영향을 미치는 관계에서 자녀와의 관계 만족도(M)의 단순매개모형과 자산의 직접효과가 정서적 지지(W)에 의해 조절되는 조절모형을 결합한 모형이다. 이렇게 매개모형과 조절모형의 결합(combination)된 형태 즉, X가 M을 경유하여 Y에 미치는 영향의 매개과정이 서로 다른 상황(W: 조절변수)에 따라 달라질 수 있다는 것을 두고 X와 Y를 연결하는 메커니즘이 조건적(conditional)이 되었다고 말할 수 있다. 따라서 이러한 결합 형태를 조건부과정모형(conditional process model) 또는 조절된 매개모형(moderated mediation model)으로 부르며, 어떠한 조절 변수들이 어느 경로에서 조절하느냐에 따라 다양한 통합모형을 구축할 수 있다(Hayes, 2013). 통합모형의 분석기법 또한 조건부과정모델링(conditional process modeling) 또는 조건부과정분석(conditional process analysis)으로 설명하면서, Hayes(2013)는 기존의 단순조절모형과 매개모형 등을 포함한 76개의 통합모형을 분석할 수 있는 Process macro를 개발하여 제시하였다. 위에서 언급하였듯이 본 연구에서 설정한 가설적 연구모형은 X(자산)가 M(자녀와의 관계만족도)을 경유하여 Y(유산상속의향)에 영향을 미치는 단일매개효과와 직접효과(자산→유산상속의향)가 W(정서적 지지)에 의해 조절되는 효과를 결합한 조건부직접효과모형(conditional direct effect model)이다.

그런데 조건부직접효과모형의 분석에서는 독립변수의 영향이 단일효과로 계량화될 수 없는 문제가 발생한다. 왜냐하면 매개모형과 결합된 독립변수의 직접효과가 조절변수에 의해 조절된다면 매개변수를 통제한 상태가 되므로 직접효과는 더 이상 단일수치인 C’이 아니라 조절변수의 함수로 변하기 때문이다(Hayes, 2013). 그러므로 매개모형과 결합하여 직접효과가 조건적(조건부직접효과)이 되었다면 이들의 분석과 해석은 그에 따른 추정방법을 따라야 한다. 따라서 본 연구에서 설정한 연구모형은 Hayes(2013) 가 제시한 통합모형 가운데 직접효과만 조절되는 model 5에 해당되므로 다음의 추정절차에 따라 분석을 진행하였다. 단순매개효과와 결합된 조건부직접효과의 개념적 모형과 통계 모형은 [그림 2]에 제시된 바와 같다.

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그림 2

단순매개효과와 결합한 조건부직접효과의 개념모형과 통계모형

분석을 위한 통계모형은 M과 Y의 방정식으로 구성되며, 이를 회귀식으로 나타내면 다음과 같이 2개로 구성된다.

즉, X에서 M으로 가는 경로와 M에서 Y로 가는 경로는 조절이 되지 않으므로 X→M →Y로의 간접효과는 비조건적(unconditional)이다. 그러나 X→Y의 직접효과는 W의 함수이므로 조건적(conditional)이 되어 X에 대하여 다음과 같이 재정리할 수 있다.

위의 식은 다시 다음과 같이 표현된다.

이를 정리하여, ${\theta }_{X\to Y}={c^{\prime }}_1+{c^{\prime }}_{3}W$ 를 X가 Y에 미치는 조건부직접효과(conditional direct effect)라고 한다(Hayes, 2013). 따라서 본 연구모형을 위의 식에 적용하여 설명하면, 다른 변수와 관계없이 자산(X)이 자녀와의 관계만족도(M)를 통하여 유산상속의향 (Y)에 영향을 미치며(단순매개효과), 동시에 자산(X)은 정서적 지지(W)에 의존하면서 유산상속의향(Y)에 직접 영향을 미치는 것이다(조건부직접효과). 이때 자녀와의 관계만 족도의 매개효과는 비조건적으로 일반적인 단순매개효과와 동일한 a × b가 된다.

이상에서 언급한 단순매개효과와 직접경로의 조절효과가 결합된 본 연구모형(조건부 직접효과모형)의 검증을 위해 Hayes(2013)가 제시한 SPSS Macro를 이용하여 분석을 실시하였다. 그런데 앞에서 언급하였듯이 직접효과가 조건적이 되어 조절변수가 더 이상 단일수량이 아닌 함수가 되었으므로, 매개효과와 조절효과를 각각의 개별모형 또는 단계별로 분석하는 것이 아니라 연구모형 내 모든 변수들을 동시에 투입하여 분석한 뒤 그에 따른 추정방법에 의해 검증을 하였다. 또한 자산과 유산상속의향 간의 관계에서 통제변수를 포함하여 매개변수 등 모든 변수의 영향력을 통제하지 않을 경우 편향된 추정치를 산출할 수 있으므로(서영석, 2010), 가외변수들을 분석모형에 직접 포함할 필요가 있다. 마지막으로 위에서 설명한 통계적 추정방법의 이유는 연구모형의 가설검증을 충실하게 분석하기 위한 필수조건이기도 하지만, 이는 결국 다양한 상황이 고려된 복잡한 사회현상일수록 분석에 있어서도 분절적(分節的)이 아닌 통합적 관점으로 풀어 내어야 최대한 현실에 근접한 설명이 될 수 있기 때문이다.

나. 자산의 직접효과에 대한 정서적 지지의 조절효과 검증

다음은 자산과 유산상속의향의 관계에서 자녀와의 관계만족도의 매개효과와 정서적 지지의 조절효과가 결합된 조건부직접효과, 즉 자산의 직접효과가 정서적 지지(W)와 상호작용하여 유산상속의향에 미치는 영향력이 유의미한지를 분석하였다. 분석은 다중 공선성의 문제에 대해 학자에 따라 이견(異見)이 있기는 하지만, 해석의 용이성을 위해 평균중심화(mean-centered)를 통해 진행되었다. 앞선 <표 6>의 c3를 통해 알 수 있듯이 정서적 지지의 조절효과(B=.1333, p<.001)는 통계적으로 유의미하였다. 즉, 유산상속의 향에 미치는 자산의 영향력은 정서적 지지가 커지면 더욱 증가한다는 것을 의미한다. [그림 3]을 통해서도 확인할 수 있듯이 자산이 많을수록 정서적 지지가 낮은 집단(-1 SD)에 비해 높은 집단(+1 SD)에서의 유산상속의향이 증가되는 정도는 더 크다. 결과적으로 정서적 지지가 자산과 상호작용(interaction)하여 자산이 유산상속의향에 미치는 영향을 상승시켰다고 해석할 수 있다. 즉, 정서적 지지 수준에 따른 강화효과(enhancing effect)가 있음을 의미한다.

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그림 3

자산과 정서적 지지의 상호작용효과

그런데 본 연구모형과 같이 단순매개효과가 결합된 조건부직접효과는 직접효과가 조건적이 되어 조절변수가 단일수량이 아닌 함수가 되므로 이를 반영하여 계산해야 한다. 또한 통합적 관점에서 동시추정을 해야 하므로 모든 변수를 동시에 투입하여 조건부직접 효과 크기를 계산한 뒤, 그 유의성을 검증해야 한다. 그리고 유의성 검증은 부트스트래핑의 신뢰구간을 통해 확인할 수 있다(Hayes, 2013). 한편 연속형으로 측정된 조절변수는 어떤 조건에 의한 상호작용효과인지를 설명하지 못하므로 특정한 값(평균값과 ±1 표준 편차)을 대입하여 상호작용효과를 제시할 것을 권장하고 있다(Aiken & West, 1991). 따라서 이상의 고려사항을 감안한 조건부직접효과의 크기( ${\theta }_{X\to Y}={c^{\prime }}_1+{c^{\prime }}_{3}W$)는 다음과 같이 계산할 수 있다.

$\widehat{Y}$ (유산상속의향) $=\left({c^{\prime }}_1+{c^{\prime }}_{3}W\right)X+{c^{\prime }}_{2}W+bM$ (X: 노인의 자산, W: 정서적 지지, M: 관계만족도)

$${\theta }_{X\to Y}=2.7191+.1333\times \text{정서적지지}$$

이렇게 구해진 조건부직접효과(conditional direct effect)의 계수가 특정한 수준에서 통계적으로 유의성을 갖는지를 분석한 결과는 <표 8>에 제시한 바와 같다. 정서적 지지의 값이 증가하면, 조건부직접효과의 크기가 증가하는 것을 알 수 있다. 또한 신뢰구간 내에서 0값을 포함하지 않으므로 조건부직접효과가 통계적으로 유의함을 확인하였다. 따라서 [가설 3]은 지지되었으며, 이는 결과적으로 자녀와의 관계만족도의 매개효과를 고려한 상태에서 정서적 지지가 커질수록 자산이 유산상속의향에 미치는 직접효과는 더욱 크게 나타남을 의미한다. 그러므로 이상의 결과를 바탕으로 노인의 자산은 유산상속의향에 유의미한 수준에서 직접적으로 영향을 미치고 있기에 유산상속의 동기는 이타적인 것이라 볼 수 있다. 또한 정서적 지지와 자산의 상호작용효과가 유산상속의향에 영향을 미치는 것으로 밝혀졌으므로 한국 노인의 경우 유산상속은 이타적인 동기와 함께 전략적인 동기에 의한 것이라고 해석할 수 있다.

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표 8

정서적 지지 값에 따른 조건부직접효과

정서적 지지	조절변수의 특정 값에서의 조건부직접효과
	조건부 직접효과계수 c1΄+ c3΄ W	Boot S.E.	Boot LLCI	Boot ULCI
-1 SD(-2.5845)	2.3748	.2029	1.9769	2.7726
평균값	2.7191	.1484	2.4281	3.0102
+1 SD(2.5845)	3.0635	.2032	2.6650	3.4620