1. 방과후 돌봄공백의 개념과 실태

방과후 돌봄공백이란 방과후에 아동이 성인 보호자의 적절한 돌봄 없이 상당한 시간을 보내게 되는 상태를 의미한다. 그런데 아직 이에 대한 명확한 개념이나 합의된 정의가 없어 맥락에 따라 다양한 관점으로 사용되고 있다. 예컨대 방과후 성인의 보호를 받지 못하고 돌봄공백 상황에 처한 아동들을 ‘나홀로 아동’ 또는 ‘자기보호 아동’이라고 칭하고 있다(구슬이, 2014). 유사한 개념으로 ‘Latchkey child’는 1980년대 미국에서 아무도 없는 집에 아동이 스스로 열쇠를 가지고 문을 열고 들어간다는 의미에서 방과후 돌봄공백의 의미로 사용되기도 하였다. Vandell과 Corasaniti(1988)는 ‘Latchkey child’를 방과후에 일정시간 이상 혼자 또는 미성년 형제･자매와 지내는 아동이라 규정하였다. 그리고 이봉주와 조미라(2011)는 돌봄공백 상태가 ‘방과후 방치’를 의미한다고 보았고, 이에 대해 “방과후에 일정 시간을 성인보호자 없이 지내는 상태를 말하는 물리적 개념”이라 규정하였다. 이처럼 방과후 돌봄공백은 서로 다른 용어들로 설명되고 있지만 공통으로 일정 시간 이상 성인 보호자 없이 있게 되는 상태임을 의미하고 있다.

그리고 국내 초등학생의 방과후 돌봄공백 실태에 대해서는 몇몇 기관에서 수행된 조사를 통해 확인되었다. 먼저 초등학생의 방과후 돌봄공백 현실에 대해서는 보건복지가족부가 전국 단위로 만 18세 미만 자녀를 둔 가구를 대상으로 벌인 아동실태조사¹⁾를 통해서 확인할 수 있다. 이 결과에 의하면 2008년 초등학교 저학년의 약 24.2%, 고학년의 약 46.7%, 전체 초등학생의 약 35.5%가 하루 평균 1시간 이상의 방과후 돌봄공백 상황에 있었다. 그런데 2013년 조사 결과에서는 초등학교 저학년의 약 30.9%, 고학년의 약 49.7%, 전체 초등학생의 약 40.3%가 하루 평균 1시간 이상의 방과후 돌봄공백 상태임이 확인되어 5년 전보다 증가한 양상을 보였다(통계청, 2017c).

그리고 여성가족부의 가족실태조사²⁾에서는 전국적으로 표집된 가구 중 초등학생이 있는 가정을 대상으로 자녀가 방과후에 혼자 있는 시간을 5년마다 조사하고 있다. 이 조사 결과에 따르면 2010년 초등학생 중 43.4%가 하루 평균 1시간 이상 방과후 돌봄공백 상태에 있다는 점이 확인되었다(조희금 등, 2010). 그런데 2015년 조사 결과에서는 성인 보호자의 돌봄 없이 하루 평균 1시간 이상 홀로 있는 아동 비율은 약 37.0%로 감소하였다(장혜경 등, 2015). 그러나 이러한 감소세에도 불구하고 여전히 방과후 나홀로 아동이 약 3분의 1 이상에 달하고 있어 심각한 수준이라 할 수 있다.

2. 방과후 돌봄공백 영향요인

초등학생들의 방과후 돌봄공백 정도에 영향을 미치는 요인들에 대한 연구결과를 살펴 보고자 한다. 선행연구에서는 아동의 인구통계학적 특성, 가정배경, 지역사회 등의 영향력이 확인되었다.

먼저, 인구통계학적 특성 중에서는 아동 연령, 성별, 형제･자매가 있는지 여부 등을 생각해 볼 수 있다. 초등학생 자녀의 연령은 돌봄공백 가능성에 유의미한 영향력이 있는 것으로 확인됐다. 초등학생은 학년이 올라갈수록 방과후 돌봄공백 상태에 처할 가능성이 높아졌다(김지경, 김균희, 2013; Cain & Hofferth, 1989; Casper & Smith, 2004; Vandivere, Tout, Capizzano & Zaslow, 2003). 이는 부모들이 자녀가 성장할수록 혼자 있어도 될 만큼 성숙했다고 판단하기 때문이다. 그런데 아동 성별에 대한 결과는 일관되지 않게 나타난다. Vandivere, Tout, Capizzano와 Zaslow(2003)은 남학생이 여학생보다도 돌봄공백 상황에 처할 가능성이 높다고 주장하였지만, Casper과 Smith(2004)는 돌봄공백 상황 가능성에 대한 성별 차이는 없음을 확인하였다. 한편 형제･자매가 있는 경우 방과후 돌봄공백 가능성은 커진다. Brandon(1999)은 방과후 돌봄 유형에 대한 분석 결과 형제･자매가 있는 경우 돌봄공백 가능성이 커지고 있음을 확인하였다. 특히 십대 손위 형제･자매가 있는 경우 부모들은 초등학교 저학년 자녀를 직접 돌보지 않고 홀로 둘 가능성이 높았다(이준호, 박현정, 2012; Vandivere, Tout, Capizzano & Zaslow, 2003). 이는 부모들이 십대 손위 형제･자매가 최소한의 보호자 역할은 할 수 있다고 기대하기 때문일 수도 있다. 그러나 돌봄공백에 대한 선행연구 및 조사결과에서는 공통으로 미성년자인 형제･자매와 있는 경우를 돌봄공백 상태라고 규정하고 있다.

둘째, 가정배경 중에서는 부모의 맞벌이 여부, 소득수준, 부모학력, 한부모 가족과 같은 가족구조 등을 고려해 볼 수 있다. 방과후 돌봄공백 가능성을 높이는 가장 주된 영향요인은 바로 부모의 맞벌이 상황이다(Cain & Hofferth, 1989; Casper & Smith, 2004; Vandivere, Tout, Capizzano & Zaslow, 2003). 반면 소득수준이 방과후 돌봄공백에 미치는 영향력은 연구 결과에 따라 상반되게 나타나기도 한다. 김지경, 김균희(2013)와 Cain과 Hofferth(1989)는 월평균 소득 수준이 낮은 가정에서는 방과후에 돌봄받지 못하고 방치될 가능성이 크다는 사실을 확인하였다. 그러나 소득수준은 방과후 돌봄공백과 통계적으로 유의미한 관계가 없다는 결과도 있다(Casper & Smith, 2004; Shumow, Smith & Smith, 2009). 오히려 몇몇 연구(Kerrebrock & Lewitt, 1999; Vandivere, Tout, Capizzano & Zaslow, 2003)에서는 저소득층에서 초등학교 저학년 자녀가 홀로 있을 가능성이 오히려 더 낮다는 점도 확인되었다. 이에 대해 Vandivere, Tout, Capizzano와 Zaslow(2003)은 방과후 돌봄공백은 단순히 소득수준의 문제라기보다는 어머니의 경제활동 참여로 인한 맞벌이 가정인지 여부와 더 밀접한 관계를 맺고 있다고 보았다. 즉 낮은 소득수준의 원인이 어머니의 실직으로 인한 미취업 상태와 같은 고용상태에 연계되어 있기 때문일 수 있다고 보았다. 또 부모의 학력도 자녀의 방과후 돌봄공백 정도를 결정하는 유의미한 영향요인으로 확인된다. 김지경과 김균희(2013)는 부모학력이 낮을수록 자녀의 돌봄공백 가능성이 높다는 점을 밝혔다. 이들은 고학력 부모들이 학력이 낮은 부모에 비해 방과후 돌봄 서비스에 대한 정보 접근성이 뛰어나 방과후 프로그램을 적절히 잘 활용하고 있기 때문일 수도 있다고 보았다. 한편 나홀로 아동에 대한 실태조사 결과에 따르면 한부모 가정의 방과후 돌봄공백 가능성은 전체 아동의 약 2배인 63.7%까지 확대되는 것으로 확인된다(장혜경 등, 2015). 이는 한부모 가정과 같은 가족구조는 자녀의 돌봄공백 가능성을 높일 개연성이 있음을 보여주는 결과이다.

셋째, 지역사회 특성 중에서는 읍면지역 여부, 주거지의 범죄로부터의 안정성, 지역사회 이웃 관계 등을 고려해 볼 수 있다. Casper과 Smith(2004)는 도시 중심지보다는 시골 지역에서 자녀를 홀로 두는 경향이 더 강하다고 밝혔다. 대도시 지역과 농어촌 및 소도시 지역을 구분하여 지역과 방과후 돌봄공백 가능성의 연관성을 확인한 김지경과 김균희(2013)의 연구결과에서는 방과후 거의 매일 돌봄공백 상태에 처할 가능성이 대도시에서 더 낮게 나타났다. 그리고 주거지가 치안이 불안한 우범지역이라면 자녀를 홀로 두는 경향성은 낮아진다. 이런 경향성은 Kerrebrock와 Lewitt(1999), Vandell과 Shumow(1999)의 연구에서도 확인되었다. 그리고 이 결과는 고소득층이 저소득층보다도 오히려 자녀를 홀로 두는 경향이 더 크다는 점과 연결된다. 저소득층 밀집 주거지역은 치안이 취약한 환경일 가능성이 크므로 이런 환경에 자녀를 홀로 두는 것은 위험하다. 이에 저소득층에서는 오히려 자녀를 홀로 두지 않는 경향이 높게 나타났을 가능성이 있다는 것이다. 한편 최근 방과후 돌봄 기능에 대한 지역사회의 적극적인 참여 방안이 강조되고 있다. 그런데 이러한 지역사회 자원의 활성화를 강조할수록 취약계층은 이중의 격차를 경험할 가능성도 배제할 수 없다. 왜냐하면, 취약계층의 지역사회는 치안이 불안하고 자원이 빈약하기 때문이다. 그리고 지역사회의 안정성과 친밀성도 돌봄공백 가능성에 대한 영향요인으로 확인된다(McHale, Crouter & Tucker, 2001). 이는 부모들이 지역사회가 안전하다고 생각하면 이웃들 간에 아이들에 대한 상호 감독이 어느 정도 가능하므로 아이들이 밖에서 노는 것도 안전하다고 생각하기 때문이다.

한편 정부차원에서는 돌봄공백 문제를 해결하기 위한 방과후 돌봄서비스가 확대됐다. 예컨대 보건복지부의 지역아동센터, 여성가족부의 청소년방과후아카데미가 지역사회를 중심으로 점차 늘어나고 있다. 특히 2016년 예산액 기준 아동복지사업 예산의 48.5%가 이러한 방과후 돌봄서비스에 투입되어 재정투입의 규모도 상당하다(이채정, 2016). 따라서 이러한 정책 실행으로 인한 방과후 돌봄서비스가 지역사회의 돌봄서비스 수요를 어느 정도 충족시키고 있는지도 방과후 돌봄공백에 대한 영향요인으로 고려할 필요가 있다.

1. 데이터 및 표본

본 연구에서는 초등학교 저학년 학생들의 방과후 돌봄공백 가능성에 미치는 영향요인을 파악하고자 하였다. 이를 위해 한국청소년정책연구원이 수집한 한국아동･청소년 패널조사(KCYPS : Korean Children & Youth Panel Survey)³⁾ 초1 패널 1‐3차 자료를 이용하였다. 이 자료는 2010년 기준 88개 시군구에 거주하는 1학년이었던 2,342명의 아동을 대상으로 하여 매 학년 진급할 때마다 반복적으로 조사하여 수집한 패널 자료이다. 여기에 지역사회의 방과후 돌봄서비스 기관이 실제 지역 아동청소년의 돌봄 수요를 어느 정도 충족시키고 있는지를 조사한 국회예산정책처의 시군구별 방과후돌봄서비스 수요‐공급 격차 분석 결과 자료(이채정, 2016)를 통합하였다⁴⁾. 한편 분석에 사용한 자료에는 1차연도 조사 대상자였던 2,342명 중 2, 3차 시기에 이탈한 표본인 142명은 제외되었다. 또 종속변수인 방과후 돌봄공백 정도를 측정하는데 사용한 문항에 대해 1, 2, 3차연도에 단 한 번이라도 응답하지 않은 경우가 있는 84명의 자료도 제외하였다. 이리하여 최종분석에는 2,116명의 3년간 자료가 사용되었다.

2. 변수 설정

종속변수인 방과후 돌봄공백 정도는 주당 일수와 하루 평균 시간을 묻는 두 개 문항으로 구분하여 측정된 값을 이용해 변숫값을 산출하였다. 방과후 돌봄공백 정도를 측정하기 위한 주당 일수 및 하루 평균 시간에 대한 두 문항은 모두 보호자가 응답하였으며, 특정 값이 아닌 범위로 설정된 구간 값으로 측정되었다.⁵⁾. 방과후 돌봄공백 정도에 대한 범주형 변수 설정에 대해 상세히 설명하면 다음과 같다.

먼저 주당 일수는 조사 대상 학생이 “방과 후 부모님이나 돌봐주는 어른 없이 집에 혼자 있거나 혹은 형제나 자매끼리만 있는 적이 일주일에 며칠이나 됩니까?”라는 문항에 대해 ‘1=거의 없다, 2=1‐2일 정도, 3=3‐4일 정도, 4=거의 매일’로 측정되었다. 이렇게 측정된 값을 ‘1=0, 2=1.5, 3=3.5, 4=7’로 변환하였다. 그리고 하루 평균 돌봄공백 시간은 “방과후 혼자 있거나 혹은 형제나 자매끼리만 있는 경우는 하루에 몇 시간이나 됩니까?”라는 문항을 이용해 ‘1=1시간 미만, 2=1‐2시간 정도, 3=3‐4시간 정도, 4=4시간 이상’으로 측정되었다. 그리고 이 값을 ‘1=0.5, 2=1.5, 3=3.5, 4=7’로 변환하였다. 이렇게 돌봄공백에 관해 묻는 두 개 문항으로 측정된 값을 변환한 후 이 변환된 값을 기준으로하여 주당 평균 돌봄공백 일수와 하루 평균 돌봄공백 시간을 곱해 주당 돌봄공백 시간을 산출하였다.

이러한 방법에 의해 산출된 주당 돌봄공백 시간에 대해 ‘0=0, 0 초과‐3시간 미만=1, 3시간 이상–9시간 미만=2, 9시간 이상=3’의 값을 부여하였다. 한편 본 연구에서 사용한 자료는 방과후 돌봄공백을 주당 일수 및 일 평균 시간 각각을 4개 범주로 측정하고 있다. 따라서 주당 3시간 이상을 모두 한 범주로 사용하게 되면 방과후 돌봄공백 시간의 다양한 양상을 포착하기 어려울 수 있다.⁶⁾ 이에 Lord와 Mahoney(2007)가 주당 평균 돌봄공백 시간에 따라 돌봄공백 정도를 구분한 방법을 참고하여 주당 방과후 돌봄시간 3시간과 9시간을 경곗값으로 하여 범주화하였다. 이렇게 돌봄공백 시간에 따라 서로 다른 네 개 집단을 구분하였고, ‘0=돌봄공백 아님, 1=돌봄공백 낮은 정도, 2=돌봄공백 중간 정도, 3=돌봄공백 높은 정도’를 의미하게 된다. 즉, 돌봄공백 정도를 의미하는 값이 클수록 돌봄공백 정도가 심각하다고 할 수 있다.

다음으로 독립변수로는 학생 성별, 형제구조와 같은 개인특성 변수, 가구소득, 맞벌이 가정 여부, 부모학력, 거주지가 읍면지역인지 아닌지 등과 같은 가정배경, 방과후돌봄서비스충분성과 같은 지역 특성변수 등을 설정하였다.

한편 본 연구에서는 사용한 자료의 변수에 따라 존재하는 결측치를 처리하기 위해 결측 자료에 대해 임의성을 전제로 하는 다중대체법(multiple imputation)을 사용하였다. 결측치를 대체하여 전체 표본에 대한 자료를 사용하는 것이 정보 이용 측면에서도 더 효율적이기 때문이다(Carlin, Galati & Royston, 2008). 총 20회 다중대체 실시 후 투입한 변수에 대한 모든 자료값이 존재하는 온전한 20개의 데이터 세트를 얻었다.

<표 1>에서는 전술한 변수 각각에 대한 자세한 설명과 함께 다중대체에 의해 얻은 20개의 데이터 세트에서 산출한 기초통계량을 제시하였다.

3. 연구 모형

초등학교 저학년 시기 학생이 방과 후에 보호자 없이 돌봄공백 상황에 처해 있을 가능성에 대한 영향요인을 확인하고자 종단분석을 실시하고자 하였다. 그런데 종속변수인 방과후 돌봄공백 정도는 초등학생이 돌봄공백에 처해 있는 정도를 네 개 단계로 구분하였기 때문에 이 네 개의 범주는 순서의 의미를 가진다. 따라서 방과후 돌봄공백 가능 성에 대한 영향요인을 확인하기 위해 패널순서형로짓모형을 이용하였고, 설정된 모형은 다음과 같은 수식으로 나타낼 수 있다. 그리고 수식에서 i, t는 각각 개별 학생과 학년을 나타낸다. 본 연구에서 사용한 자료의 표본의 크기는 2,116이고, 학생별로 3개 학년동안의 자료를 이용하므로 1 ≤ i ≤ 2, 116, 1 ≤ t ≤ 3 이다.

수식에서 돌봄공백 $\stackrel{*}{it}$ 는 관측되지 않는 잠재변수이고, 이 값이 가장 낮은 경우 돌봄공백 아님, 그 다음은 순서대로 돌봄공백 낮은 정도, 돌봄공백 중간 정도, 돌봄공백 높은 정도 집단에 속한다고 본다. 즉 돌봄공백 $\stackrel{*}{it}$ 값에 따라 관측 가능한 돌봄공백i_t 이 결정되는 것이다. 그리고 이를 식으로 나타내면 다음과 같다.

수식에서 서로 다른 세 개의 경계값(cutoff point) ξ₁, ξ₂, ξ₃ 은 응답자가 4개의 집단 중 어디에 속할지에 대한 내재된 기준이다. 그리고 오차항 μ_i, ν_it 각각에 대해서는 ${\mu }_i\sim IID\left(0,\hspace{0.17em}{\sigma }_{\mu }^2\right),\hspace{0.17em}co\upsilon \left(I_{it},{\mu }_i\right)=0$ (단, I_it : X_it, Z_i를 모두 포함하는 벡터)이고, ν_it는 평균이 0이고 분산이 $\frac{{\pi }^2}{3}$ 인 로지스틱 분포를 따른다고 가정한다. 이렇게 각 학생 개인별 비관측 시간불변 오차항에 대해 임의성을 가정하였기 때문에 본 연구모형의 추정량은 패널순서형로짓임의효과(panel logit random effect) 추정량을 의미한다. X_it 는 초등학생의 학년 진급에 따라 변하는 변수로 구성된 벡터이고, Z_i는 시간 불변의 변수로 구성된 벡터이다. 본 연구에서는 방과후 돌봄공백에 미치는 영향요인을 확인하기 위해 학생 성별, 손위 또는 손아래 형제･자매 유무와 같은 형제구조, 가구소득, 맞벌이 여부, 부모학력, 거주지가 읍면지역인지 여부, 방과후서비스 충분성 등의 변수들을 모형에 투입하였다. 이러한 변수 중 가구소득, 맞벌이 여부 등은 시간에 따라 가변적인 변수로 X_it 에 해당하고, 학생 성별, 손위 및 손아래 형제･자매 유무, 부모학력, 거주지가 읍면지역인지 여부, 방과후서비스 충분성 등은 시간 불변 변수로 Z_i에 해당한다. 특히 학년 더미변수를 투입하여 모든 학생의 학년 진급에 따른 공통적인 특성도 통제하였다.

전술한 분석방법에 따른 추정치 산출에는 STATA 13.0 프로그램을 사용하였고, 산출된 추정치는 다중대체법으로 얻어진 20개의 데이터 세트에 대한 통합추정치이다.

1. 초등학교 저학년 학생들의 방과후 돌봄공백 영향요인에 대한 종단분석

방과후 돌봄공백 정도에 따라 구분된 4개 수준에 대해 초등학교 저학년 시기 아동이 방과후 돌봄공백에 처해 있을 가능성에 대한 영향요인을 확인하기 위해 패널순서형로짓 모형을 이용해 임의효과 추정치를 산출하였다. 그 결과를 <표 2>에 제시하였는데, 제시한 추정치는 다중대체법을 이용해 결측대체된 20개의 온전한 데이터 세트를 이용한 통합 추정치다. <표 2>에서 확인할 수 있듯이 LR검정(Likelihood‐Ratio test)⁹⁾ 결과는 통계적으로 유의미함을 알 수 있다. 이는 본 연구에서 패널 자료의 개체별 이질성을 고려해 설정한 패널순서형로짓 임의효과 모형이 합동순서형로짓 모형보다도 더 적합함을 보여주는 결과이다.

<표 2>에서 알 수 있듯이 저학년 시기 방과후 돌봄공백에 대해 유의미한 영향력이 있는 변수는 맞벌이여부, 가구소득, 부모학력, 손위형제자매 있음, 학년으로 확인된다. 구체적으로 살펴보면 맞벌이 가정 여부에 대한 추정계수(b=2.294, exp(b)=9.911)는 상당히 크게 나타나 맞벌이 가정의 자녀는 방과후 돌봄공백에 처할 가능성이 높다고 유추해 볼 수 있다. 특히 이 추정계수는 가구소득과 부모학력과 같은 가정의 사회경제적 지위를 나타내는 지표를 통제하여 얻어진 값이다. 따라서 부모의 사회경제적 지위가 같은 조건이라 하더라도 부모의 맞벌이가 자녀의 방과후 돌봄공백 문제의 가장 핵심적인 원인으로 작용한다고 볼 수 있다. 이는 방과후 돌봄공백 가능성을 높이는 가장 큰 영향요인이 부모의 맞벌이임을 밝힌 선행 연구 결과(Cain & Hofferth, 1989; Casper & Smith, 2004; Vandivere, Tout, Capizzano & Zaslow, 2003)와 일치되는 결과이다.

또 가구소득이 높고, 부모학력 수준이 높아질수록 방과후 돌봄공백이 아닐 가능성은 커지고 돌봄공백이 높은 정도 수준일 가능성은 작아져 취약한 가정배경이 방과후 돌봄공백 가능성을 높이고 있음을 알 수 있다. 이 추정계수는 방과후 돌봄공백 가능성에 대한 가장 주요한 영향요인이었던 맞벌이 가정여부를 통제하여 산출된 값이다. 따라서 맞벌이 가정 자녀라는 조건이 같다면 부모의 가구소득이나 부모학력이 높은 수준일 때 돌봄공백 가능성이 더 낮다는 점을 보여준다. 이는 사회경제적 지위가 높은 가정에서는 경제력이나 인적자본을 이용해 적극적으로 자녀 돌봄에 대한 보완책을 마련할 수 있는 여지가 크기 때문일 것이다. 반대로 취약계층 맞벌이 가정에서는 자녀의 방과후 돌봄을 위한 적극적인 대처에 한계가 있을 수밖에 없다. 그리고 이러한 결과는 국내의 경우 저소득층과 부모학력이 낮을 때 자녀가 방과후 돌봄공백 상황에 처할 가능성이 높음을 확인한 김지경과 김균희(2013)의 결과를 다시 한번 확인해 주는 결과이다.

그리고 손위 형제 또는 자매가 있는 경우 외동인 경우에 비해 방과후 돌봄공백 아님보다는 돌봄공백 높은 정도일 가능성이 커져 돌봄의 역할을 손위 형제나 자매가 맡은 경우도 있음을 알 수 있다. 이는 손위 형제 또는 자매가 있는 경우 이들에게 돌봄역할을 기대하며 방과 후에 자녀끼리 둘 가능성이 높다는 선행연구 결과와 일치한다(이준호, 박현정, 2012; Vandivere, Tout, Capizzano & Zaslow, 2003).

또 1학년에 비해 2학년, 3학년 때는 방과후 돌봄공백 아님보다는 돌봄공백 높은 정도일 가능성이 더 높은 것으로 확인되는데, 초등학생의 학년이 올라갈수록 방과후 돌봄공백 비율이 증가한다는 사실을 확인한 선행연구들(김지경, 김균희, 2013; Cain & Hofferth, 1989; Casper & Smith, 2004; Vandivere, Tout, Capizzano & Zaslow, 2003) 과 일관된 결과이다. 이는 초등학생이 학년이 진급할수록 부모가 자녀가 자기보호가 가능하다고 생각해 홀로 두는 경향이 있기 때문일 수 있다.

한편 성별이 방과후 돌봄공백 가능성에 미치는 영향력은 음의 계수로 나타난다. 즉 여학생이 남학생보다는 방과후 돌봄공백을 경험하지 않을 가능성이 높다는 것이다. 그러나 이는 통계적으로 유의미한 결과는 아니었다. 실제로 선행연구 결과에서는 남학생이 여학생보다도 방과후 돌봄공백 가능성이 높다고 확인되기도 하였지만(Vandivere, Tout, Capizzano & Zaslow, 2003), 유의미한 성별 차이는 없다고 밝혀지기도 하였다(Casper & Smith, 2004). 그리고 읍면 지역에 거주하는 학생들의 방과후 돌봄공백 가능성이 더 높은 것으로 확인되었지만 통계적 유의미성은 없었다. 또한, 학생이 거주하는 지역 사회의 방과후 서비스가 수요 대비 적정하게 공급되었는지를 의미하는 방과후서비스충분성에 대한 추정계수는 음수이다. 이는 방과후 서비스가 수요에 맞게 충분히 공급될수록 학생의 방과후 돌봄공백 가능성은 작아진다는 의미이다. 다만 이런 결과는 통계적 유의미성은 확인되지 않았다.

2. 저학년 시기 방과후 돌봄공백 가능성에 대한 한계효과

<표 2>에서 제시하는 계수는 방과후 돌봄공백이 아닐 확률에 비해 돌봄공백이 높은 정도일 확률이 더 클지 또는 작을지에 대한 방향성만을 보여준다. 따라서 방과후 돌봄공백 수준 각각에 속할 가능성에 대한 독립변수들의 영향력을 구체적으로 알아보기 위해 방과후 돌봄공백 가능성에 대해 유의미한 영향력이 확인된 영향요인들에 대해 한계효과를 확인하였다. 한계효과를 산출하기 위해 개별효과인 μ_i는 0이라고 가정되었다. 그 결과를 정리하면 <표 3>과 같다.

먼저 맞벌이 가정인 경우 자녀가 돌봄공백 상황에 처해있지 않을 가능성은 33.5%p 더 낮지만, 돌봄공백 낮은 정도, 돌봄공백 중간 정도, 돌봄공백 높은 정도일 가능성이 각각 16.5%p, 9.0%p, 8.0%p 더 높게 나타나고 있다. 부모학력의 경우 전문대졸 집단에서는 부모의 학력이 고졸 이하인 경우에 비해 돌봄공백 상황이 아닐 가능성은 6.9%p 더 높지만, 돌봄공백 정도가 낮은 정도에 대해서는 3.3%, 중간 정도에는 1.9%p, 높은 정도에는 1.7%p 더 낮게 나타난다. 그리고 부모학력이 고졸 이하인 경우에 비해 4년제 이상이면 돌봄공백 상황이 아닐 가능성은 9.0%p 더 높지만, 돌봄공백 정도가 낮은 정도에 대해서는 4.4%p, 중간 정도에는 2.4%, 높은 정도에는 2.2%p 더 낮게 확인된다. 부모학력이 고졸 이하인 경우와 전문대졸 및 4년제 대졸 이상 집단 각각을 비교한 결과를 종합해 보면 부모학력의 위계순에 따라 돌봄공백이 아닐 가능성이 커지고 있음을 알 수 있다. 반면 돌봄공백 낮은 정도, 중간 정도, 높은 정도의 가능성은 부모학력 위계와 역순으로 가능성의 크기가 커지고 있음을 알 수 있다.

손위 형제나 자매가 있는 경우 돌봄공백이 아닐 가능성은 외동보다 13.2%p 더 낮지만, 돌봄공백이 낮은 정도는 6.7%p, 중간 정도는 3.5%p, 높은 정도는 3.0%p 더 높게 나타난다. 그리고 2학년, 3학년에서도 1학년 시기보다 돌봄공백이 아닐 가능성은 더 낮지만, 돌봄공백 정도 모든 수준에서 그 가능성은 더 높게 확인된다.

한편 맞벌이 여부, 부모학력, 형제 구조, 학년과 같은 더미변수와 달리 가구소득은 연속형 변수이기 때문에 <표 3>에서 제시한 한계효과는 가구소득에 대한 평균적 한계효과 값이라 할 수 있다. 이에 방과후 돌봄공백 정도에 따라 구분된 서로 다른 네 개 수준별로 가구소득의 모든 값에 대한 한계효과가 어떻게 달라지는지를 확인하였고 이를 정리하면 <표 4>와 같다.

<표 4>를 살펴보면 가구소득이 높아질수록 방과후 돌봄공백 상황에 처하지 않을 가능성은 높아지지만 돌봄공백이 낮은 정도, 중간 정도, 높은 정도에 속할 가능성은 작아지고 있음을 알 수 있다. 이는 <표 2>에서 확인된 방과후 돌봄공백 가능성에 대한 가구소득의 추정계수가 음수이기 때문이다. 그런데 돌봄공백의 낮음, 중간, 높음과 각 수준에서 가구소득의 변화에 따른 한계효과의 크기 변화양상이 다소 다름을 알 수 있다. 구체적으로 돌봄공백을 경험하지 않을 가능성에 대해 가구소득 수준이 높아질수록 가구소득의 한계효과 크기 자체는 커지는 가운데 한계효과의 변화량은 점차 작아지고 있다. 그리고 돌봄공백이 높은 정도일 가능성에 대해 가구소득 수준이 높아질수록 가구소득의 한계효과는 감소하지만, 한계효과의 변화량은 점차 작아지고 있다. 즉 방과후 돌봄공백 아님과 높은 정도일 가능성 각각에 대한 한계효과는 모든 가구소득 수준에서 가구소득이 증가할수록 변화량이 증가하거나 감소하는 추세가 일관되게 나타나고 있다. 그러나 돌봄공백 낮은 정도에 대해 살펴보면 가구소득이 높아질수록 한계효과 자체는 줄어들지만 한계효과의 변화량은 점차 증가하다 다시 줄어드는 양상을 보인다. 반면 돌봄공백 중간 정도에 대해서는 가구소득이 높아질수록 한계효과 자체가 줄어드는 가운데 한계효과의 변화량은 증가하다 다시 감소하는 양상을 보인다. 이는 돌봄공백 낮은 정도에 속할 가능성은 소득수준이 낮은 집단에서는 소득변화가 큰 변화를 가져오지 않지만, 돌봄공백 중간 정도에 속할 가능성은 소득수준이 낮은 집단에서 소득변화의 영향력이 더 클 수도 있음을 보여준다. 요컨대 가구소득이 낮은 집단과 높은 집단에서는 소득변화에 따른 방과후 돌봄공백 정도 각 수준에 속할 가능성의 변화 정도가 다를 수 있음을 확인해 주는 결과이다.

예를 들어 소득수준 최하 두 개 집단에서 방과후 돌봄공백 아님, 낮은 정도, 중간 정도, 높은 정도 각 집단에 속할 가능성을 비교해 보면 집단별로 40.6%, 22.4%, 16.5%, 20.5%와 45.9%, 22.0%, 15.0%, 17.1%이다. 따라서 소득수준 최하 두 개 집단에 대한 가능성 차이는 5.4%p, -0.4%p, -1.5%p, -3.4%p이다. 즉 가구소득 최하위 집단에서는 가구소득 상승이 방과후 돌봄공백이 아닐 가능성을 상당수준 높이고, 돌봄공백 높은 정도에 속할 가능성은 일정부분 낮추는 것으로 볼 수 있다. 반면 소득수준 최상 두 개 집단에서 방과후 돌봄공백 아님, 낮은 정도, 중간 정도, 높은 정도 각 집단에 속할 가능성을 비교해 보면 집단별로 86.3%, 8.0%, 3.2%, 2.5%와 88.8%, 6.7%, 2.6%, 2.0%이다. 따라서 소득수준 최상 두 개 집단에 대한 가능성 차이는 2.5%p, -1.4%p, -0.6%p, -0.5%p이다. 이는 소득수준이 최상인 두 집단에서는 방과후 돌봄공백 각 수준에 속할 가능성의 차이가 미미함을 보여준다. 가구소득 수준에 따른 한계효과의 크기 변화와 가구소득 최하 및 최상 집단 간 한계효과 비교 결과에 따르면 가구소득 증가의 영향력은 차별적으로 나타날 개연성이 크다. 즉 가구소득이 방과후 돌봄공백 아님 및 높은 정도에 속할 가능성에 미치는 영향력은 가구소득이 낮은 집단에서 더 클 수 있다.