청년의 주관적 계층 인식과 자녀계획에 관한 연구: 공정성, 신뢰도 인식의 젠더 차이를 중심으로
Young Adults’ Subjective Class Identification and Child Planning: Focusing on Gender Differences in Perceived Justice and Trust
Nam, Boyoung1; Choi, Yoon Hee1*; Shin, Ja Hyun1
보건사회연구, Vol.45, No.1, pp.52-75, March 2025
https://doi.org/10.15709/hswr.2025.45.1.52
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 본 연구는 저출생 시대에 청년들이 자녀를 가질 계획을 세우는 데 영향을 미치는 요인을 분석하기 위해 수행되었다. 특히 주관적 계층 인식과 사회 공정성 및 신뢰도 인식이 자녀계획에 영향을 미치는지 살펴보는 것을 목적으로 하였다. 기존 연구는 주로 자녀계획 실태 파악 위주로 진행되었고 성별에 따른 인식 차이를 심층적으로 살펴보지는 못하였다. 본 연구는 이를 보완하기 위해 남녀 청년의 자녀계획 차이를 살펴봄과 동시에 주관적 계층 인식과 자녀계획 간의 관계에서 공정성 및 신뢰도 인식의 조절효과를 검증하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 주요 발견은 여성 청년이 남성 청년보다 자녀계획을 가지는 비율이 낮고, 여성의 사회에 대한 공정성과 신뢰도 인식이 남성보다 낮다는 점이다. 특히 주관적 계층 인식이 낮은 여성 청년의 경우, 사회 공정성과 신뢰도 인식이 자녀계획에 중요한 완충 효과를 제공한다는 사실을 확인하였다. 이는 여성 청년들이 사회의 공정성과 신뢰도를 중요하게 여겨 이러한 인식이 긍정적으로 변화할 때 자녀계획에도 긍정적인 영향을 미칠 수 있음을 보여준다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 청년들이 긍정적인 가족관을 형성하고 미래를 긍정적으로 바라볼 수 있도록 구조적 여건을 마련해야 한다. 주관적 계층 인식을 제고하고 사회에 대한 공정성과 신뢰도 수준을 향상하기 위해 다각적인 노력 역시 필요하다. 특히 여성들이 출산과 육아로 인한 경력 단절 및 경제적 불안정성을 극복할 수 있도록 제도를 보완하고 사회적 불평등을 완화하는 방안을 모색해야 한다. 이를 통해 청년 세대가 자녀계획을 긍정적으로 고려할 수 있는 분위기를 조성할 수 있을 것이다.
Abstract
This study examined gender differences in child planning. We hypothesized young adults' subjective class perceptions, as well as their perceptions of fairness and trust, would influence their child planning. We also tested the moderating effects of fairness and trust perceptions by gender. The results showed that female young adults were less likely to have planned for children than their male counterparts. They also reported lower levels of perceived social fairness and trust. No gender differences were found in subjective class perceptions. For both men and women, the absence of child planning was associated with lower perceptions of subjective class, social fairness, and trust. A key finding was that the moderating effect of fairness and trust perceptions on the effect of subjective class perceptions on child planning was significant only for female young adults. Also, the direct effect of fairness and trust on child planning remained significant only for female young adults, confirming that perceptions of fairness and trust in society are important factors in child planning, especially among young female adults. This study confirms that subjective perceptions of class, fairness, and trust are key factors in young adults' child planning, suggesting the need for gender-sensitive policies and awareness raising efforts.
초록
본 연구는 청년의 성별에 따른 자녀계획의 차이를 확인하는 데 목적이 있다. 이를 위해 구체적으로 주관적 계층 인식과 공정성, 신뢰도 인식이 자녀계획에 미치는 영향에서 공정성, 신뢰도 인식의 조절효과를 분석하였다. 분석 결과, 여성 청년이 남성 청년보다 자녀계획을 가진 비율이 낮았고, 사회 공정성과 신뢰도 인식 수준도 낮은 것으로 나타났다. 또한 남녀 모두 자녀계획이 없는 경우 주관적 계층 인식과 사회 공정성, 신뢰도 인식이 더 낮았다. 주목할 만한 점은 주관적 계층 인식이 자녀계획에 미치는 영향에서 공정성, 신뢰도 인식의 조절효과가 여성 청년에게만 유의미하게 나타났다는 점이다. 즉, 여성 청년의 자녀계획에서 사회에 대한 공정성과 신뢰도 인식이 중요한 요인임을 확인할 수 있었다. 본 연구는 주관적 계층 인식, 공정성, 신뢰도 인식이 청년의 자녀계획에 중요한 요인임을 확인하고, 젠더 친화적 정책 마련과 인식 개선의 필요성을 제언하였다.
Ⅰ. 서론
청년의 자녀계획은 저출생 시대에 중요한 과제로 부각되고 있다. 청년기는 원가족을 벗어나 새로운 가족을 형성하는 시기이며, 특히 여성에게는 가임 기간이기도 하다(이인정, 최해경, 2016). 대한민국은 OECD 회원국 중 최하위 출산율을 기록하고 있으며(OECD, 2023), 2023년 4분기에는 합계 출생률이 0.65명까지 떨어져 사상 최저 수치를 기록하였다. 출생률 감소는 사회, 경제 전반에 걸쳐 부정적인 파급효과를 가져와 국가 및 사회의 지속 가능성과 개인의 복지를 위협한다(Bhattacharjee et al., 2024). 그러나 여성가족부의 ‘2023년 가족 실태조사’에 따르면 30세 미만 청년의 65.3%가 자녀를 가질 생각을 해본 적이 없다고 응답하였다(여성가족부, 2024). 저출산·고령사회위원회의 ‘2023년 저출산 인식 조사’에서는 49세 이하 응답자의 절반이 향후 자녀계획이 없다고 밝혔다. 이러한 결정의 주된 원인은 “아이 양육 및 교육 부담”과 “경제적 불안정”으로 보고된 바 있다(저출산·고령사회위원회, 2023).
자녀를 계획하고 기르기 위해서는 가족 형성에 관한 가치관뿐만 아니라 교육 환경, 건강 상태, 노동 조건 및 사회에 대한 긍정적인 인식이 모두 유기적으로 작동해야 한다(배혜원, 2017; 이완, 채재은, 2017; 김은지 외, 2019; 홍수아 외, 2023). 이러한 요소들은 주관적 계층 인식이라는 개념으로 종합될 수 있다. 주관적 계층 인식은 개인이 자신의 사회적 위치를 어떻게 인식하는지를 나타내며, 다양한 요인에 의해 동태적으로 형성되고 개인생활 행태에 영향을 미친다(최령, 황병덕, 2017; 이희정, 2018; Kraus et al., 2012). 특히 출산의 경우 사회경제적 상황에 대한 개인의 주관적 인식이 중요한 결정요인으로 작용할 수 있다(양다연, 유계숙, 2020). 주관적 계층 인식은 자신의 사회 경제적 지위(이미숙, 2022), 현재 부모님의 계층(강준만, 2016), 그리고 미래 자녀가 속할 것으로 예상하는 계층(김동훈, 하상응, 2020)에 대한 인식을 포괄한다. 부모의 사회경제적 지위에 따라 물려받을 수 있는 다양한 자원은 본인의 계층을 반영할 가능성이 있으며, 이러한 계층은 자녀가 살아갈 계층에 대한 인식에도 영향을 줄 수 있다. 따라서 계층을 인식할 때 자신의 경제 상황뿐만 아니라 전, 후세대의 사회적 지위나 조건들 역시 고려하게 되는 것이다(김석호, 2022). 이처럼 청년 세대의 현실적 제약과 미래에 대한 불확실성은 기대 자녀 수와 실제 자녀 수의 격차를 벌릴 가능성 있다(유계숙, 정선영, 2018). 사회경제적 어려움을 경험할 시 자녀 양육을 위해 필요한 비용과 시간을 감당하기 어렵다고 생각하며 자녀계획을 주저하게 되는 것이다.
사회 공정성과 신뢰도 인식 역시 청년의 자녀계획에 주요한 영향을 미치는 요인으로 작용할 수 있다. 오늘날 많은 청년은 소득 안정성 감소 및 소득 양극화 심화, 미래에 대한 불확실성에 대한 불안을 느끼고 있다(변금선, 이혜림, 2022). 이는 사회가 불공정하다는 인식으로 이어지고(임윤서, 안윤정, 2022), 사회에 대한 불신으로 이어져(이하영, 이수영, 2016) 아이를 낳아 잘 기를 자신이 없어지게 만든다(김석호, 2022). 자녀를 키우기 위한 금전적 비용과 기회비용은 상승하나 본인의 힘만으로는 그 비용을 감당하기 어려운 사회에서는 미래의 자녀가 행복한 삶을 살 수 없을 것이라 예상하기 때문이다. 반면 청년의 높은 사회 공정성과 신뢰도 인식은 주관적 계층 인식이 자녀계획에 미치는 영향에 있어서 완충 작용을 할 수 있다. 공정성 인식은 사회 평등성 인식을 보여주는 척도이며, 공정한 사회에서는 급격한 경제적 변화 속에서의 소득 격차 등에 따른 갈등의 해결책을 모색할 수 있다(이희정, 2018). 사회에 대한 신뢰는 타인의 행동이나 정부 정책이 긍정적일 것이라 믿는 기대의 정도를 의미한다(Cummings & Bromiley, 1996; 서형준, 명승환, 2015; 홍상우 외, 2023). 사회에 대한 높은 신뢰도는 공동체 이슈에 관심을 가지게 하고 문제 해결에 적극적인 참여를 도모하여 사회 발전 행동을 증진한다(최재국 외, 2022; Falcone & Castelfranchi, 2001). 저출생 사회에서 이러한 인식은 자녀계획으로 연결될 수 있다. 개인이 어려운 상황에 놓여있더라도 “어느 정도 노력하면 먹고 살 만한 사회”라는 인식이 든다면, 즉 사회를 공정하고 신뢰할 수 있다고 느끼게 된다면 청년의 자녀계획에는 변화가 있을 수 있는 것이다.
한편 자녀계획에 있어 남성과 여성은 다른 양상을 보인다. ‘2021년 가족과 출산 조사’에서 ‘자녀가 없어도 무관하다,’는 생각에 여성의 35.8%가 동의하였으나, 남성은 28.8%가 동의하였다(박종서 외, 2021). ‘2015년 가족 출산력 조사’에서도 ‘결혼해도 자녀를 가지지 않을 수 있다,’는 무자녀 계획에 여성은 60.9%가 동의하였으나, 남성은 47.4%가 동의하였다(이삼식 외, 2015). 남성 중심의 정상 가족 규범과 평등, 자율성, 자유 가치를 내면화한 여성의 가치 갈등이 반영된 것이라 할 수 있다(김영미, 2018). 여성은 남성보다 출산 및 육아로 경력 단절을 경험할 가능성이 크다. 특히 한국 사회에는 여전히 성별에 따른 불합리한 직종분리 및 임금체계, 여성 일자리의 저임금화, 채용과 승진 과정에서의 유리천장 등 ‘노동시장 내 구조적 차별’이 존재한다. 고전적인 성역할 분담에 따라 사적 돌봄을 여성의 일로 간주하는 ‘가족 내 규범적 차별’(한겨레, 2024, p. 79) 역시 남아 있어 여성의 자녀계획이 남성보다 상대적으로 낮아질 가능성이 있는 것이다.
대부분 자녀계획에 관한 연구는 인구사회학적 특성이나 개별 심리, 사회적 요소를 영향 요인으로 파악하였으며(서미정, 2011; 송유진, 2014; 최항준, 2015; 홍성희, 2020), 성별에 따른 자녀계획의 근본적 차이를 살펴본 연구는 부족하였다. 또한 둘째 자녀계획과 같은 추가 자녀계획 및 출산 현상에 초점을 맞춘 연구가 주를 이루었다(천혜정, 2005; 박수미, 2008; 정혜은, 진미정 2008; 전나리, 조복희, 2012; 정은희, 최유석, 2013; 송유진, 2014; 김일옥, 정구철, 2015; 정준수, 2018; 박상미, 2018). 계층과 젠더에 따른 기회구조 격차가 중첩되고 누적된 결과가 청년층의 가족 형성에 차이를 야기할 수 있으며(최진희, 2024), 무자녀 가족 결정을 내리는 이른바 “딩크족”이 증가하며 자녀를 한 명도 낳지 않으려는 인구가 늘고 있다(권익성, 2024). 개인의 선택권은 존중받아야 마땅하지만 지속 가능한 인구구조 유지를 위해 저출생의 원인을 근본적으로 모색할 필요가 있다. 이에 본 연구는 우리나라 청년의 주관적 계층 인식과 공정성, 신뢰도 인식이 자녀계획에 영향을 미칠 것이라 가정하고, 공정성 및 신뢰도 인식의 조절효과를 검증하며 남성과 여성 청년의 자녀계획에 어떠한 차이가 있는지 살펴보고자 한다.
Ⅱ. 이론적 배경 및 선행 연구 검토
1. 계획 행동 이론(The Theory of Planned Behavior)
Ajzen(1987; 1991)의 계획 행동(행위) 이론(the theory of planned behavior, TPB)은 개인의 신념, 태도, 행동 의도와 행위 간의 관계를 설명한다. 이론에 따르면 목표 지향적인 인간의 행동은 잘 정립된 계획에 따라 이루어지며, 특정한 목표를 달성하기 위해 자신의 여건과 필요한 조치를 인식하고 있음을 전제로 한다. 이를 출산 과정에 대입해 보면 출산에 대한 의도, 계획이 행동으로 이어지는 일련의 과정을 설명할 수 있다(박종서 외, 2021). 상세 도식은 [그림 1]과 같다.
그림 1
계획 행동 이론 도식 및 본 연구 가설
주: 계획 행동 이론(Ajzen, 1991)을 기반으로 본 연구의 주요 변수 매핑.
출처: “The Theory of Planned Behavior”, Ajzen, 1991, Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(2), 179-211.
계획 행동 이론에 기반한 ‘미시·거시 관점에서의 재생산 의사결정 모형(reproductive decision-making in a macro-micro perspective project model)’(Philipov et al., 2015)은 출산이 간접적으로는 거시적인 국가의 사회경제적 요인의 영향을 받고, 직접적으로는 개인의 미시적인 의사결정에 영향을 받는다고 정리한다(이소영, 2022). 주관적 계층 인식은 사회경제적 맥락 속에서 형성되는 대표적인 신념 체계이며(최아영, 2022), 개인의 신념 체계에는 사회에 대한 태도적 신념, 규범적 신념, 통제 신념이 있다(Hough et al., 2013). 개인은 이러한 신념에 따라 실질적으로 행동에 영향을 미치는 태도와 규범 인식을 형성하며, 이는 사회에 대한 공정성 및 신뢰도 인식과 연결할 수 있다. 일반적으로 공정성 인식은 개인이 사회에 대해 보이는 태도를 반영하는데, 특히 사회경제적 지위가 낮을 때 비관적 태도를 보인다(이왕원 외, 2016). 신뢰도 인식은 타인이나 국가가 보편적 규범에 따라 행동할 것이라는 기대를 의미한다(최재국 외, 2022). 이를 통해 개인은 사회경제적 요인에 의해 형성된 가치관과 신념 체계에 따라 행동을 달리할 수 있음이 예측 가능하고, 이러한 행동 의도는 자녀계획과 연결할 수 있다. 개인은 사회경제적 요인에 의해 형성된 가치관과 신념 체계에 따라 혼인, 출산, 자녀 양육 행동을 결정하기 때문이다(한국인구학회, 2016, p. 39; 이소영, 2022, p. 139; Ajzen & Klobas, 2013). 출산이라는 행동을 예측하는 행동 의도, 즉 자녀계획에 있어 사회에 대한 공정성과 신뢰도 인식이 영향 요인으로 작용할 수 있는 것이다.
이렇듯 계획 행동 이론은 자녀계획 및 출산에 이르는 과정을 이해하는 데 도움을 줄 수 있다. 그러나 이론을 통해 자녀계획을 설명한 선행 연구들은 주로 출산 계획 및 의도가 출산에 영향을 주는 경로(그림 1의 A)에 초점을 맞추었다(Thomson & Hoem, 1998; Schoen et al., 1999; 김정석, 2007; 우해봉, 장인수, 2019). 사회구조 맥락 속에서 형성된 개인의 인식이 자녀계획에 이르는 과정(그림 1의 B)의 중요성에도 불구하고 이를 실증적으로 고찰한 연구는 부족하다. 본 연구에서는 계획 행동 이론을 기반으로 우리나라 청년의 자녀계획에 영향을 주는 요인으로 주관적 계층 인식, 사회 공정성, 신뢰도 인식의 역할을 살펴보고자 한다.
2. 선행 연구 검토
가. 청년의 주관적 계층 인식과 자녀계획
객관적 계층은 직업, 소득, 학력과 같은 지표로 측정되는 반면 주관적 계층 인식은 각 지표에 단순히 의존하지 않고 개인이 속한 사회계층을 스스로 정의하는 방식으로 만들어진다(Hadler, 2005; 이희정, 2022). 즉, 사회에서 자신을 타인과 어떻게 구분하는지에 대한 인식에서 출발한다(이병훈, 윤정향, 2006; 조동기, 2006; 박지은, 권순만, 2015; 최아영, 2022). 개인의 경험이나 생활 양식, 문화, 행위 등 다양한 요인에 영향을 받아 동태적으로 형성되며(이희정, 2018), 더 나아가 자신의 사회적 지위뿐만 아니라 부모와 자녀의 계층에 대한 인식도 포함된다. 개인의 사회적 지위는 현재 위치뿐 아니라 부모로부터 물려받은 문화자본이나 사회자본과도 밀접하게 관련되며(송한나 외, 2013; 이왕원 외, 2016; 이희정, 2018, p. 123), 미래 세대에 전달될 가능성이 있는 생활 행태를 포함하는 다차원적 개념이다(이미숙, 2022).
성장기 시절 부모의 사회경제적 지위와 같은 배경은 다양한 기회의 제약 조건으로 작동하여 청년기 삶의 경로를 규정할 뿐 아니라 사회적 인식에도 영향을 미친다(강준만, 2016; 김영미, 2016; 최광은, 박민진, 2021). 1975~1995년 출생 코호트를 분석한 연구에서는 개인의 소득이 아버지의 학력 및 소득계층과 강한 상관관계가 있는 것으로 나타났으며(여유진, 2019), 부모의 사회 경제적 지위에 비례하는 혜택이 청년의 삶의 질을 좌우하기도 한다(김재우, 2019). 미래 자녀의 계층에 대한 기대는 현재 위치에 대한 평가와 계층 이동 가능성에 대한 믿음을 반영한다(김동훈, 하상응, 2020; 진미정 외, 2019). 따라서 세대별 계층 인식을 고려하는 것은 주관적 계층 인식의 다차원성을 이해하는 데 중요하다.
주관적으로 인식하는 생활 수준은 자녀 희망 여부에 정적 영향을 미치는 요인으로 작용하기도 한다(배광일, 김경신, 2012). 소득 등으로 판별하는 객관적 계층과 일치하지 않더라도 개인의 행위에 영향을 주는 것이다(이희정, 2018; Singh-Manoux et al., 2005). 특히 청년층의 계층 인식은 생애주기 상 가족 형성 등에 대한 의사결정과도 관련성이 있으며(김영미, 2016; 이희정, 2018), 개인 삶의 설계 방식에 차이를 가져온다. 주관적 사회계층 인식이 상대적으로 높을수록 출산 의향 역시 높아지는 반면(양다연, 유계숙, 2020), 불안정한 경제적 상황은 출산을 지연시키는 장애요인이 된다(Doepke et al., 2023). 자녀 양육에는 다양한 교육비, 의료비, 주거비 부담을 위한 경제적 안정성이 중요하기 때문이다(김정석, 2007). 추가 자녀계획이 있는 가구의 미래 경제 전망 역시 무계획 가구와 비교하여 더 좋은 것으로 나타난다(차경욱, 2005). 미래 전망이 밝을수록 자녀계획을 가질 가능성이 높아짐을 확인할 수 있으며, 이를 통해 주관적 계층 인식이 자녀계획에 영향을 미친다는 것을 예측할 수 있다(Ajzen, 1991).
하지만 기존 연구는 주로 인구사회학적 특성, 개인의 경제적 능력 및 가치관이나 가족관계 측면에 집중했으며, 특히 유자녀 가구에서 추가 자녀를 계획하는 현상에 주로 초점이 맞추어졌다. 해당 연구들에서는 자녀 양육 비용(이성림, 2010; 정은희, 최유석, 2013), 자녀 양육 책임감, 이상적인 자녀 수 등의 가치관, 부부 만족도와 같은 가족관계(박상미, 2018)가 추가 자녀계획에 중요한 요인으로 나타났다. 이러한 선행 연구의 흐름은 지금까지 한국 사회에서 기본적으로 자녀 한 명은 출산하는 것이 보편적이라는 사회의 통념이 작용한 것이라 할 수 있다(김정석, 2007). 그러나 오늘날 무자녀 가족이 증가하는 추세이며(권익성, 2024), 사회경제적 제약으로 인해 자녀 가지기를 포기하는 현상은 저출생 문제 해결에 중요한 과제가 되고 있다(이민아, 2013; 양다연, 유계숙, 2020). 이에 본 연구는 청년의 주관적으로 인식하는 계층 수준과 자녀계획 간의 관계를 살펴보고자 한다.
나. 청년의 사회 공정성 및 신뢰도 인식의 조절효과
청년기는 성인 진입기(emerging adulthood)로 직업 선택, 결혼, 출산 등 새로운 의무를 이행하는 과정에서 사회계층에 대한 혼란을 겪는다(Arnett, 2015). 이 과정에서 청년들은 청소년기보다 다양한 문화와 계층에 속한 개인들을 만나며 사회적 불평등에 대한 인식을 형성한다. 이는 공정성과 신뢰도에 관한 태도와 밀접하게 연결된다. 한국 사회에서 청년들은 부와 권력의 불평등 심화, 그리고 계층상승 기회 부족으로 인해 사회 공정성에 관해 깊은 회의감을 가지고 있다(임윤서, 안윤정, 2022). 실제로 청년 세대의 74~80%는 계층상승의 기회가 거의 없다고 느끼며(정한울, 이관후, 2018; 임윤서, 안윤정, 2022), 이러한 인식은 개인적 노력만으로 사회적, 경제적 지위를 획득하기 어렵다는 비관적 전망으로 이어진다.
공정성 개념은 크게 분배 공정성과 절차 공정성으로 나뉘는데, 이는 출산에 관련된 사회적 제도와 밀접하게 연관지을 수 있다. 분배 공정성은 개인의 기여와 노력에 따른 보상 체계를 의미하며 절차 공정성은 성별, 연령, 계층, 인종, 장애 여부 등과 관계없이 부여되는 ‘기회의 평등’과 개인의 차이를 고려하는 ‘실질적 평등’을 포함한다(박효민, 김석호, 2015). 한국 청년들은 결혼, 고용, 주거 등 다양한 제도와 자원 접근에서 절차 공정성이 보장되지 않는다고 느낄 때 이를 심각한 불공정으로 인식한다(김영미, 2016; 이희정, 2018; 진미정 외, 2019). 이러한 인식은 안정적인 미래 설계의 장애물로 작용하며, 자녀계획에도 부정적인 영향을 미칠 가능성이 높다(이왕원 외, 2016). 특히 낮은 사회계층이 자녀 세대로 이어질 것이라는 비관적 태도가 견지될 수 있으며(이왕원 외, 2016), 이는 공정사회에 대한 요구로 표출되고 있다. 사회가 공정한 기회를 제공하지 않는다고 느끼게 되면, 개인의 노력만으로 안정적인 직업과 소득을 얻기 어렵다는 인식이 강화되고 이는 자녀계획에도 주요 장애물로 작용한다. 결국 다양한 기회와 경험의 격차는 청년들의 삶의 경로와 결과에 큰 영향을 미치게 되는 것이다.
사회적 신뢰는 공정성과 함께 논의되는 중요한 개념이며(Colquitt & Rodell, 2011), 개인이나 국가가 보편적 규범에 따라 행동할 것이라는 기대를 의미한다(최재국 외, 2022). 신뢰도가 높은 사회에서는 구성원 간 상호 협력이 촉진된다(Ostrom & Ahn, 2009). 이는 공동체 내 문제 해결과 적극적인 사회 참여를 가능하게 하며, 청년들이 자녀계획에 대해 더 긍정적인 태도를 가지도록 한다(이하영, 이수영, 2016). 자녀를 양육하는 데 필요한 경제적, 사회적 부담이 줄어들 것이라 기대하기 때문이다. 반면 신뢰도가 낮은 사회에서는 사회적 지원 시스템에 대한 기대가 낮아지고, 청년들은 자녀의 미래에 대한 불확실성을 크게 느껴 자녀계획에 부담감을 가지게 된다(Aassve et al., 2016; Aassve et al., 2021).
본 연구는 이러한 사회적 불평등 인식 가능성에 기반하여 형성된 공정성과 신뢰도 인식이 청년의 자녀계획에 미치는 영향을 탐구하기 위한 주관적 인식에 초점을 맞춘다. 주관적 인식은 실질적 현실을 반영할 수 있지만 때로는 왜곡되거나 과장될 수 있다. 예를 들어 동일한 소득 수준에서도 자신의 계층을 낮게 인식할 수 있는 것이다. 그럼에도 주관적 계층 인식은 사회 불평등 구조 속에서 개인의 태도와 행위를 설명하는 데 중요한 요인으로 작용하며(이병훈, 윤정향, 2006; Veenhoven, 2002; Kluegel & Smith, 1981), ‘개인의 생활 행태’에 영향을 주는 주요 요인이 된다(이병훈, 신재열, 2009). 낮은 계층 인식을 가진 청년들은 자신과 자녀 세대가 지속적으로 불리한 위치에 놓일 것이라는 비관적 전망을 가지며(이왕원 외, 2016), 이는 향후 인생을 설계하는 방식 중 하나인 자녀계획에 부정적 요인으로 작용할 가능성이 높다. 그러나 공정성과 신뢰도가 높다고 인식될 경우, 이러한 부정적 효과는 완화될 수 있다. 청년들이 공정한 기회와 신뢰할 만한 사회적 안전망을 제공받는다고 믿을 때, 자녀를 양육하는 데 필요한 경제적, 사회적 부담이 줄어들 것이라고 기대하기 때문이다(Aassve et al., 2016; Gortfelder et al., 2024). 즉, 사회 공정성과 신뢰도 인식은 청년이 자신의 현재나 미래를 어떻게 바라보고, 향후 인생을 설계하는 데 어떠한 태도를 보일지에 중요한 요소가 된다. 따라서 본 연구는 주관적 계층인식이 자녀계획에 미치는 과정에서 공정성과 신뢰도 인식의 조절효과를 파악하고, 이를 통해 청년 세대의 자녀계획에 대한 함의를 제공하고자 한다.
다. 남성 청년과 여성 청년의 자녀계획 차이
한국 청년의 자녀계획은 성별에 따라 다르게 나타난다. 선행 연구에 따르면 여성의 자녀계획 비율은 남성보다 낮은 것으로 보고되고(이삼식 외, 2016; 박종서 외, 2021), 이러한 차이는 사회, 경제, 문화적 요인들에서 기인한다. 전통적으로 남성과 여성은 상이한 사회적 역할과 기대에 노출되었으며 현대사회에서도 이러한 차이는 여전히 존재한다. 남녀 모두 생계와 돌봄에 대한 책임을 지고 있지만(여지영, 2002; Evertsson, 2014; Sullivan, 2021), 여전히 여성에게 가사와 육아의 부담이 더 크게 주어지는 구조적 불균형이 존재한다(이미화, 2014; 조윤명, 김영미, 2020).
남성 청년의 자녀계획과 관련된 연구는 여성에 비해 상대적으로 적으나 일부 조사 결과는 남성이 여성보다 자녀를 더 긍정적으로 계획하는 경향을 보이고 있음을 시사한다. ‘2021년 가족과 출산조사’ 및 ‘2015년 가족 출산력 조사’에 따르면 남성은 여성보다 높은 확률로 자녀계획 의사를 가지는 것으로 나타났다. 이는 남성들이 자녀를 통해 느끼는 정서적 만족감과 사회적 안정감 등의 긍정적 가치에서 비롯된 것이라 할 수 있다(조형숙 외, 2017). 하지만 남성도 경제적 부담과 시간적 제약 등으로 인해 자녀계획을 망설이는 경우가 있으며, 이로 인해 자녀계획에 대한 태도가 복합적 양상을 보이기도 한다(조형숙 외, 2017).
여성 청년들은 남성 청년보다 자녀 출산과 양육으로 인해 경력 단절 및 경제적 불안정을 경험할 가능성이 높다(김영미, 권현지, 2024). 이는 자녀계획을 세우는 데 중요한 제약 요인으로 작용한다. 특히 여성 청년들은 남성 청년보다 직장 내 성별 불평등과 일-생활 균형 문제를 더 민감하게 고려한다. 동일한 직장에서 남성보다 낮은 임금을 받거나(김영미, 2015), 여성에게 강요되는 일-생활 균형 압박, 가족의 지지 부족 등(권혜원, 권순원, 2013)은 자녀계획에 관한 주저함을 유발하는 주요 요인이 된다. 일-가족 양립 정책과 서비스는 경력 단절을 경험한 여성이 노동시장에 재진입하는 데 중요한 역할을 하지만(박효진, 은선경, 2012), 제도의 정합성과 충분성에 대한 문제는 여전히 남아있다(유자영, 권혁주, 2020; 정경윤, 2024). 고용 형태, 사업장 규모, 업종에 따라서도 육아휴직 사용 격차가 나타나며, 일-생활 균형 제도가 노동자의 보편적 권리로 보장되지 않는 현실이 이를 뒷받침한다(정경윤, 2024). ‘2022년 일·가정 양립 실태조사 보고서’에 따르면 육아휴직 제도에 대해 ‘필요한 사람은 모두 사용 가능하다,’라고 밝힌 사업체는 전체의 52.5%에 불과했다(고용노동부, 2023). 이러한 상황은 청년들의 자녀계획에 큰 장벽으로 작용하며, 나아가 성역할 태도와 일-생활 균형 갈등은 여성의 자녀계획에 주요한 영향을 미치는 것으로 나타났다(이진숙, 최원석, 2012).
한국 사회의 특수한 사회, 경제적 환경도 성별에 따른 자녀계획 차이를 이해하는 데 중요한 요소가 될 수 있다. 통계청(2020)의 ‘생활시간조사’에서는 맞벌이 가구의 남성이 1일 평균 54분의 가사 노동을 하는 것에 비하여 여성은 187분 하는 것으로 나타나 여성이 남성보다 약 3배 이상 가사 노동을 수행하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 맞벌이 부부 간 가사, 돌봄 노동 분담의 실질적 불평등을 보여준다(김은경, 김경희, 2018). 주익현과 최성수(2019)의 연구에서는 맞벌이 부부 남편이 아내와 동시간대에 가사 노동을 수행할 때 아내의 가사 노동 시간이 오히려 증가하는 것으로 나타났다. 즉 남편의 가사 수행이 아내의 가사 부담을 덜어주는 실질적 효과성은 낮을 수 있음을 시사한다. 이로 미루어 볼 때 여성은 직장과 가정에서 이중 부담을 겪고 있음을 알 수 있다.
문헌 고찰에 기반한 관점에서 보았을 때 한국 청년들의 자녀계획은 성별에 따라 차이를 가정할 수 있다. 본 연구는 이를 고려하여 주관적 계층 인식이 자녀계획에 미치는 영향에서 사회 공정성과 신뢰도 조절효과를 성별로 구분하여 살펴보고자 한다. 이를 통해 성별에 따른 자녀계획의 차이를 심층적으로 이해하고자 한다.
연구 문제는 다음과 같다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 분석 자료 및 분석 대상
본 연구는 연세대학교 사회과학연구소에서 조사한 「불평등 · 공정성 국민인식 패널조사」 1차년도(2023년) 데이터를 활용하였다. 본 조사는 전국 만 20세부터 만 69세까지 성인 남녀 4,100명을 대상으로 수행되었으며 연세대학교 생명윤리위원회의 승인을 받아 진행되었다(IRB No. 7001988-202203-HR-1164-03). 표본은 할당 층화 추출 방식으로 표집되었다. 다수의 문항 수를 고려하여 응답의 질을 제고하고자 1차 조사(Part 1) 종료 3일 후 1차 조사 응답 완료자를 대상으로 2차 조사(Part 2)가 진행되었다. 본 연구에서는 청년의 자녀계획에 관한 특성을 파악하기 위해 20~39세 청년 1,427명 중 자녀계획 있음과 없음에 응답한 993명(남성 525명, 여성 468명)의 데이터를 활용한다.
3. 주요 변수 측정
가. 주요 변수
종속변수는 본 연구 조사에서 자녀계획이 있는지 묻는 문항에 대해 “있음(1)”과 “없음(0)”으로 응답한 값을 활용하였다. 독립변수인 주관적 계층 인식은 1) 본인의 현재 사회경제적 지위, 2) 부모님이 현재 속한 사회경제적 계층, 3) 향후 자녀가 속할 것으로 예상되는 사회경제적 계층을 묻는 3개 문항에 1점 “낮음(하층)”부터 5점 “높음(상층)”까지 측정한 것으로 구성된다. 최종 분석에는 세 문항의 평균값을 “주관적 계층 인식”으로 정의하고 독립변수로 활용하였다. 조절 변수인 사회 공정성 및 신뢰도 인식은 1) 우리 사회가 전반적으로 얼마나 공정한 사회인지, 2) 어느 정도 신뢰할 수 있는 사회라고 생각하는지 묻는 2개 문항에 1점 “매우 불공정/전혀 신뢰하지 않음”부터 5점 “매우 공정/매우 신뢰함”까지 응답한 값을 활용한다. 분석 시에는 두 문항의 평균치를 “사회에 대한 공정성, 신뢰도 인식”으로 정의하고 조절변수로 투입하였다.
나. 통제변수
통제변수는 청년의 인구사회학적 특성으로 연령, 학력, 취업 여부 및 소득 및 혼인 여부이다. 또한 청년의 자녀 계획에 영향을 줄 수 있는 요인에 관한 선행연구를 기반으로 자녀 유무, 건강, 기후변화 심각성을 투입하였다. 지금까지 다수의 선행연구는 첫째 자녀 출산이 둘째 자녀 출산 계획에 영향을 줄 수 있음을 검증한 바 있다(송유진, 2014; 김일옥, 정구철, 2015; 정준수, 2018; 박상미, 2018). 이에 자녀 유무가 자녀계획에 영향을 줄 수 있으므로 통제 변수로 활용한다. 개인의 건강이 최종 출생아 수에 영향을 미치는 요인임을 고려하여(황나미, 2007; 이상림 외, 2013) 건강 상태를 통제 변수로 투입한다. 마지막으로 기후변화 심각성은 오늘날 대두되는 중요한 문제이다(임진철, 2023; Dehdashti et al., 2020). 특히 청년들이 미래에 우리 사회에서 자녀를 키울 수 있을지 고민하는 과정에서 기후변화 심각성이 주요 요인으로 꼽힌다(최영준, 2024). 따라서 본 연구에서는 청년의 자녀계획에 있어 기후변화 심각성 역시 통제변수로 고려한다. <표 1>은 본 연구에서 사용한 주요 변수의 측정 내용에 대한 세부 사항이다.
표 1
측정 도구
| 구분 | 변수명 | 측정 내용 |
|---|---|---|
| 집단 구분 변수 | 성별 | ① 남성 ② 여성 |
| 종속변수 | 자녀계획 | ⓪ 없음 ① 있음 (문항: 귀하는 앞으로 자녀를 가질 계획이 있으십니까?) |
| 독립변수 | 주관적 계층 인식 | |
| 조절변수 | 사회 공정성 인식 및 신뢰도 | |
| 통제변수 연령 | 연령 | 20~39세 (연속형) |
| 학력 | ① 무학 ② 초졸 ③ 중졸 ④ 고졸 ⑤ 대졸 ⑥ 대학원 졸업 이상 | |
| 취업 여부 | ⓪ 미취업(주부, 학생 포함) ① 취업 | |
| 가구 소득 | ① 월 200만 원 미만 ② 월 200만 원 이상~300만 원 미만 ③ 월 300만 원 이상~400만 원 미만 ④ 월 400만 원 이상~500만 원 미만 ⑤ 월 500만 원 이상~600만 원 미만 |
|
| 혼인 여부 | ⓪ 미혼, 사별, 이혼, 별거 ① 기혼 및 동거 | |
| 자녀 유무 | ⓪ 없음 ① 있음 (자녀 수를 묻는 문항 재코딩) | |
| 건강 | ① 매우 건강하지 않다 ② 건강하지 않은 편이다 ③ 보통이다 ④ 건강한 편이다 ⑤ 매우 건강하다 |
|
| 기후변화 심각성 |
4. 분석 방법
가. 빈도분석, 기술통계분석, 독립표본 t-검정 및 카이제곱 검정 및 상관관계 분석
각 변수의 실태를 파악하기 위해 빈도분석 및 기술통계 분석을 수행한다. 그리고 변수들에 관한 남녀 차이를 확인하기 위해 독립표본 t-검정과 카이제곱 검정을 수행한 후 주요 변수 간 상관관계 분석을 수행한다.
나. 이항 로지스틱 회귀분석
청년의 계층 인식이 자녀계획에 미치는 영향에 있어 사회에 대한 공정성, 신뢰도 인식의 조절효과를 살펴보기 위해 이항 로지스틱 회귀분석을 수행한다. 이항 로지스틱 회귀분석은 종속변수가 이분형 범주를 가질 때 독립변수로 인해 발생할 확률을 추정하는 분석 방법이다. 최대우도추정법(maximum likelihood estimation)을 통해 수행하며, 주어진 데이터에서 가능도가 최대가 되도록 모수를 추정하는 방법이다. 본 연구의 종속변수인 자녀계획이 “있음(1)”과 “없음(0)”으로 구성된 이분형 척도로 이항 로지스틱 회귀분석을 수행한다. 모든 분석에는 Stata 18.0을 활용한다.
Ⅳ. 분석 결과
1. 연구 대상자의 기본적 특성
대상자의 기본적 특성은 성별에 따른 기본적 특성(표 2)과 성별 및 자녀계획에 따른 기본적 특성(표 3)으로 구분하여 살펴보았다.
표 2
성별에 따른 기본적 특성
| (단위: 명(%), 평균(표준편차)) | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 변수 | 남성 (N=525) | 여성 (N=468) | t/x2 | ||||
| 자녀계획 | 없음 | 212 | (40.38) | 270 | (57.69) | 29.69*** | |
| 있음 | 313 | (59.62) | 198 | (42.31) | |||
| 주관적 계층 인식(평균) | 2.79 | (.71) | 2.75 | (.65) | 1.13 | ||
| 본인의 사회경제적 지위 | 2.65 | (.85) | 2.65 | (.74) | -.08 | ||
| 부모님이 현재 속하신 사회경제적 계층 | 2.76 | (.86) | 2.69 | (.87) | 1.26 | ||
| 자녀가 미래에 속할 사회경제적 계층 | 2.98 | (.91) | 2.89 | (.87) | 1.54 | ||
| 사회 공정성 및 신뢰도 인식(평균) | 2.85 | (.71) | 2.61 | (.68) | 5.41*** | ||
| 사회 공정성 인식 | 2.59 | (.85) | 2.34 | (.75) | 4.95*** | ||
| 사회 신뢰도 인식 | 3.11 | (.84) | 2.88 | (.84) | 4.22*** | ||
| 연령 | 30.68 | (5.21) | 30.55 | (5.09) | .37 | ||
| 학력 | 중학교 졸업 | 3 | (.57) | 1 | (.21) | 3.23 | |
| 고등학교 졸업 | 124 | (23.62) | 92 | (19.66) | |||
| 대학교 졸업 | 362 | (68.95) | 339 | (72.44) | |||
| 대학원 이상 | 36 | (6.86) | 36 | (7.69) | |||
| 취업 여부 | 미취업 | 130 | (24.76) | 141 | (30.13) | 3.59 | |
| 취업 | 395 | (75.24) | 327 | (69.87) | |||
| 가구 소득 (월, 만 원) | 200 미만 | 45 | (8.57) | 44 | (9.40) | 12.00** | |
| 200 이상~300 미만 | 109 | (20.76) | 114 | (24.36) | |||
| 300 이상~400 미만 | 183 | (34.86) | 116 | (24.79) | |||
| 400 이상~500 미만 | 188 | (35.81) | 194 | (41.45) | |||
| 가구원 수 | 1인 | 122 | (23.24) | 96 | (20.51) | 19.88* | |
| 2인 | 81 | (15.43) | 119 | (25.43) | |||
| 3인 | 169 | (32.19) | 117 | (25.00) | |||
| 4인 | 131 | (24.95) | 112 | (23.93) | |||
| 5인 | 21 | (4.00) | 20 | (4.27) | |||
| 6인 | 1 | (.19) | 4 | (.85) | |||
| 혼인 상태 | 미혼, 사별, 이혼, 별거 | 391 | (74.48) | 294 | (62.82) | 16.52** | |
| 기혼(사실혼 포함) | 124 | (23.62) | 157 | (33.55) | |||
| 동거 | 7 | (1.33) | 10 | (2.14) | |||
| 이혼, 별거, 사별 | 3 | (.57) | 7 | (1.50) | |||
| 자녀 수 | 0명 | 426 | (81.14) | 372 | (79.49) | 1.53 | |
| 1명 | 83 | (15.81) | 83 | (17.74) | |||
| 2명 | 15 | (2.86) | 13 | (2.78) | |||
| 4명 | 1 | (.19) | 0 | (.00) | |||
| 건강 상태(평균) | 3.44 | (.88) | 3.26 | (.87) | 3.15** | ||
| 기후변화 심각성 인식 | 3.82 | (.85) | 4.24 | (.70) | -8.35*** | ||
표 3
남성 청년과 여성 청년의 자녀계획에 따른 기본적 특성
| (단위: 명(%), 평균(표준편차)) | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 성별 | 남성 (N=525) | 여성 (N=468) | t/x2 | |||||
| 자녀계획 | 없음(n=212) | 있음(n=313) | t/x2 | 없음(n=270) | 있음(n=198) | t/x2 | 남녀 차이 | |
| 주관적 계층 인식 | 2.53(.73) | 2.98(.65) | -7.48*** | 2.57(.67) | 2.98(.63) | -6.56*** | 1.13 | |
| 본인의 사회경제적 지위 | 2.41(.84) | 2.80(.82) | -5.26*** | 2.53(.70) | 2.81(.77) | -4.03*** | -.08 | |
| 부모님이 현재 속하신 사회경제적 계층 | 2.56(.87) | 2.90(.83) | -4.53*** | 2.57(.86) | 2.87(.86) | -3.65*** | 1.26 | |
| 자녀가 미래에 속할 사회경제적 계층 | 2.60(.92) | 3.24(.81) | -8.46*** | 2.63(.89) | 3.26(.68) | -8.38*** | 1.54 | |
| 사회 공정성 및 신뢰도 인식 | 2.64(.74) | 2.99(.65) | -5.66*** | 2.44(.67) | 2.85(.61) | -6.84*** | 5.41*** | |
| 사회 공정성 인식 | 2.38(.84) | 2.73(.82) | -4.73*** | 2.18(.73) | 2.56(.73) | -5.55*** | 4.95*** | |
| 사회 신뢰도 인식 | 2.91(.90) | 3.24(.77) | -4.66*** | 2.69(.85) | 3.15(.76) | -5.98*** | 4.22*** | |
| 연령 | 31.76(5.28) | 29.94(5.04) | 3.96*** | 30.86(5.31) | 30.14(4.75) | 1.52 | .37 | |
| 학력 | 중학교 졸업 | 1(.47) | 2(.64) | 4.17 | 1(.37) | 0(.00) | 8.43*** | 3.23 |
| 고등학교 졸업 | 59(27.83) | 65(20.77) | 57(21.11) | 35(17.68) | ||||
| 대학교 졸업 | 136(64.15) | 226(72.20) | 199(73.70) | 140(70.71) | ||||
| 대학원 이상 | 16(7.55) | 20(6.39) | 13(4.81) | 23(11.62) | ||||
| 취업 여부 | 미취업 | 53(25.00) | 77(24.60) | .01 | 84(31.11) | 57(28.79) | .30 | 3.59 |
| 취업 | 159(75.00) | 236(75.40) | 186(68.89) | 141(71.21) | ||||
| 가구 소득 (월, 만원) | 200 미만 | 21(9.91) | 24(7.67) | 6.06 | 26(9.63) | 18(9.09) | 5.72 | 12.00** |
| 200 이상 ~300 미만 | 46(21.70) | 63(20.13) | 69(25.56) | 45(22.73) | ||||
| 300 이상 ~400 미만 | 82(38.68) | 101(32.27) | 75(27.78) | 41(20.71) | ||||
| 400 이상 ~500 미만 | 63(29.72) | 125(39.94) | 100(37.04) | 94(47.47) | ||||
| 혼인 여부 | 미혼, 사별, 이혼, 별거 | 153(72.17) | 241(77.00) | 1.57 | 191(70.74) | 110(55.56) | 11.48*** | 13.57*** |
| 기혼 | 59(27.83) | 72(23.00) | 79(29.26) | 88(44.44) | ||||
| 자녀 수 | 0명 | 160(75.47) | 266(84.98) | .03 | 213(78.89) | 159(80.30) | .74 | 1.53 |
| 1명 | 43(20.28) | 40(12.78) | 48(17.78) | 35(17.68) | ||||
| 2명 | 9(4.25) | 6(1.92) | 9(3.33) | 4(2.02) | ||||
| 4명 | 0(.00) | 1(.32) | - | - | ||||
| 건강 상태 | 3.18(.89) | 3.61(.84) | -5.53*** | 3.19(.85) | 3.35(.88) | -1.99 | 3.15** | |
| 기후변화 심각성 인식 | 3.81(.87) | 3.82(.84) | -.17 | 4.30(.70) | 4.14(.68) | 2.51* | -8.35*** | |
먼저 성별에 따른 기본적 특성을 살펴보기 위해 남성 525명과 여성 468명을 비교한 결과는 <표 2>와 같다. 종속변수인 자녀계획에 대한 성별 차이를 확인한 결과, 남성 중 자녀계획이 있다고 응답한 비율은 59.62%(313명)로 과반수 이상이었지만, 여성은 42.31%(198명)로 절반에 미치지 못하였다. 이 차이는 통계적으로 유의미하였다(x2=29.69, p<.001). 독립변수인 주관적 계층 인식은 남성이 2.79점, 여성이 2.75점으로 남성이 여성보다 소폭 높았으나, 통계적 유의미성은 검증되지 않았다. 사회 공정성 및 신뢰도 인식은 최댓값 5점에서 남성이 평균 2.85점, 여성이 2.61점으로 남성이 더 높았으며, 이는 통계적으로 유의미했다(t=5.41, p<.001).
분석 대상자의 연령은 남성과 여성 모두 평균 약 30세였다. 학력 분포에서 남녀 차이의 통계적 유의미성은 나타나지 않았으나, 여성 청년의 대학교 졸업 비율(72.44%)이 남성 청년(68.95%)보다 3.49%p 높았다. 미취업 비율은 여성이 30.13%(141명), 남성이 24.76%(130명)로 여성이 더 높았으나, 차이는 통계적으로 유의미하지 않았다. 가구 소득 분포를 보면 400만 원 이상 500만 원 미만 비율이 남녀 모두 가장 높았으며, 여성의 비율(41.45%)이 남성 비율(35.81%)보다 높았다. 반면 300만 원 이상 400만 원 미만 비율에서는 남성(34.86%)이 여성(24.79%)보다 10.07%p 높았고, 200만 원 이상 300만 원 미만 비율은 여성(24.36%)이 남성(20.76%)보다 3.6%p 높았다. 소득 분포의 남녀 차이는 통계적으로 유의미하였다(x2=12.00, p=.007). 가구원 수 분포에서는 1인 가구의 경우 남성(23.24%)이 여성(20.51%)보다 소폭 높았으나, 2인 가구는 여성이 25.43%로 남성(15.43%)보다 10%p 높았다. 3인 이상의 경우는 남성(32.19%)이 여성(25.00%)보다 7.19%p 높았고, 이 차이는 통계적으로 유의미했다(x2=19.88, p=.043). 혼인 상태의 경우 남성의 미혼 비율(74.48%)이 여성(62.82%)보다 11.66%p 높았으며, 이 차이는 통계적으로 유의미하였다(x2=16.52, p=.001). 자녀가 있는 여성의 비율(20.51%)은 남성(18.86%)보다 1.65%p로 소폭 높았으나, 차이의 통계적 유의미성은 검증되지 않았다. 건강 상태의 경우 남성이 3.44점, 여성이 3.26점으로 남성이 여성보다 더 높았으며 이러한 차이는 통계적으로 유의미하였다(t=3.15, p=.002). 마지막으로 기후변화 심각성은 5점 만점으로 점수가 높을수록 오늘날 기후변화 문제가 심각하다고 생각하는 정도이다. 여성이 평균 4.24점, 남성이 3.82점으로 여성이 남성보다 기후변화 심각성을 더 인지하고 있으며, 이 차이는 통계적으로 유의미했다(t=-8.35, p<.001).
<표 3>은 남성 청년과 여성 청년 각각의 자녀계획에 따른 기본적 특성을 비교한 결과이다. 남성 525명 중 자녀계획이 있는 경우는 313명(59.62%), 없는 경우는 212명(40.38%)이었다. 남성의 자녀계획 유무에 따라 주요 변수의 특성을 비교한 결과, 주관적 계층 인식, 사회 공정성 및 신뢰도 인식 모두 자녀계획이 있는 경우가 없는 경우보다 더 높았으며, 이 차이는 통계적으로 유의미하였다(주관적 계층 인식: t= -7.48, p<.001, 사회 공정성 및 신뢰도 인식: t=-5.66, p<.001). 연령의 경우 자녀계획이 없는 경우 31.76세, 있는 경우 29.94세로 나타났으며 이러한 차이는 통계적으로 유의미하였다(t=3.96, p<.001). 건강 상태의 경우 자녀계획이 없는 경우는 3.18점, 있는 경우는 3.61점으로 나타났으며 이는 통계적으로 유의미한 차이가 있는 수준이었다(t=-5.53, p<.001). 한편 자녀계획 유무에 따른 학력 차이를 확인한 결과, 자녀계획이 있는 경우의 대학교 졸업 비율이 없는 경우에 비해 더 높았으나, 그 차이의 통계적 유의미성은 검증되지 않았다. 취업 여부 분포는 두 집단이 거의 유사하게 나타났다. 가구 소득의 경우 자녀계획이 있는 경우의 400~500만 원 비율이 자녀계획이 없는 경우보다 더 높았으나, 그 차이의 통계적 유의미성은 검증되지 않았다. 혼인 여부와 자녀 수, 기후변화 심각성 인식에 관해서는 남성의 자녀계획 유무 간 차이가 없었다.
여성 청년 중 자녀계획이 있는 경우는 198명(42.31%)으로 자녀계획이 없는 경우 270명(57.69%)보다 72명(15.38%p) 더 적었다. 여성의 자녀계획 유무에 따라 주관적 계층 인식, 사회 공정성 및 신뢰도 인식 모두 자녀계획이 있는 경우가 없는 경우보다 더 높았고, 이 차이는 통계적으로 유의미하였다(주관적 계층 인식: t= -6.56, p<.001, 사회 공정성 및 신뢰도 인식: t=-6.84, p<.001). 학력의 경우, 중학교 졸업의 경우 차이가 미미하였으며, 고등학교 졸업, 대학교 졸업의 경우 자녀계획이 없다고 응답한 사람의 비율이 각각 21.11%, 73.70%로 더 높았고, 대학원 이상의 경우에는 자녀계획이 있는 경우가 11.62%로 더 큰 비율을 차지하였다. 이러한 차이는 통계적으로 유의미하였다(x2=8.43, p<.001). 혼인 여부 또한 자녀계획 유무에 따라 차이가 있었는데, 기혼일수록 자녀계획이 있는 비율이 더욱 높았다(x2=11.48, p<.001). 기후변화 심각성 인식은 자녀계획이 없는 경우가 4.30점으로 있는 경우(4.14점)에 비해 더 높았으며, 이는 통계적으로 유의미한 수준이었다(t=2.51, p=.013). 한편 연령의 경우 자녀 계획 유무에 따른 차이가 유의미하지 않았다. 취업 여부 분포는 남성과 마찬가지로 두 집단이 거의 유사하였다. 가구 소득 역시 남성과 거의 유사한 분포 양상을 보였는데, 200만 원 이상 300만 원 미만, 300만 원 이상~400만 원 미만 집단에서는 자녀계획이 없는 비율이 더 높았고, 400만 원 이상 500만 원 미만일 경우에는 자녀계획 있는 비율이 더 높았으나 통계적 유의미성은 확인되지 않았다. 자녀 수 역시 자녀계획 유무 집단 간 큰 차이를 보이지는 않았다. 건강 상태도 자녀계획 유무 집단 간 통계적으로 유의미한 수준의 차이가 확인되지 않았다.
그중에서도 남성과 여성 각각의 자녀계획 유무에 따른 양상이 다르게 나타난 지점은 학력과 혼인 여부, 기후변화 심각성 인식이었다. 학력의 경우 남성과는 다르게 여성이 대학교 졸업자 중 자녀계획이 없는 비율이 더 높았고, 대학원 이상의 경우 자녀계획이 있는 비율이 더 높았다. 학력별 분포 차이는 통계적으로 유의미했다(x2=8.43, p<.001). 남성의 경우 혼인 여부에 따라 자녀계획의 차이는 없었으나, 여성은 기혼일수록 자녀계획이 있는 비율이 더욱 높았다(x2=11.48, p<.001). 기후변화 심각성 인식에서는 남성의 경우 자녀계획 유무 간 차이가 없었으나, 여성 청년 중 자녀계획이 없다고 응답한 경우가 기후변화를 더욱 심각하게 인지하는 것으로 나타났으며, 이 차이는 통계적으로 유의미했다(t=2.51, p=.013).
2. 상관관계 분석 결과
남성 청년과 여성 청년의 주관적 계층 인식과 자녀계획 간의 관계에서 사회에 대한 공정성과 신뢰도 인식의 조절효과를 살펴보기에 앞서 주요 변수 간 상관관계 분석을 수행하였다. 주관적 계층 인식, 공정성 및 신뢰도 인식, 자녀계획 간의 상관관계 분석 결과 주관적 계층인식과 공정성 및 신뢰도 인식 간의 상관관계가 0.41로 나타나 자녀계획 및 주관적 계층인식(0.30), 자녀계획과 공정성 및 신뢰도 인식(0.29) 변수 간의 상관관계보다 비교적 높았으나, 구성 개념 간의 판별 타당성을 저해하는 수준은 아닌 것으로 나타났다(Fugate et al., 2004; 정대용, 채연희, 2016).
3. 이항 로지스틱 회귀분석 결과
이항 로지스틱 회귀분석을 수행한 결과는 <표 4>, 조절효과의 유의미성을 도식화한 것은 [그림 3]과 같다. 남성 청년과 여성 청년 모두 3단계 최종 모형에서 주관적 계층 인식이 높을수록 자녀계획을 가질 가능성이 높아지는 것으로 나타났다. 그러나 사회에 대한 공정성, 신뢰도 인식과 상호작용항 검증 결과에서는 차이가 있었다.
표 4
이항 로지스틱 회귀분석 결과
| D1 : 자녀계획 유무 | 남성 (N=525) | 여성 (N=467) | |||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1단계 | 2단계 | 3단계 | 1단계 | 2단계 | 3단계 | ||||||||
| OR | SE | OR | SE | OR | SE | OR | SE | OR | SE | OR | SE | ||
| 상수항 | .26 | .48 | .15 | .29 | .15 | .29 | 2.06 | 2.56 | .35 | .47 | .01* | .02 | |
| 연령 | .92** | .02 | .93** | .02 | .93** | .02 | .93** | .03 | .93* | .03 | .94* | .03 | |
| 학력(ref. 중졸) | |||||||||||||
| 고졸 | .47 | .77 | .52 | .85 | .46 | .75 | .35* | .17 | .35* | .17 | .35* | .17 | |
| 대졸 | .84 | 1.37 | .95 | 1.56 | .86 | 1.39 | .52 | .20 | .53 | .21 | .54 | .21 | |
| 대학원 졸업 | .56 | .94 | .65 | 1.08 | .59 | .97 | - | - | - | - | |||
| 취업 여부 (ref. 미취업) | 1.54 | .42 | 1.54 | .42 | 1.54 | .42 | 1.13 | .27 | 1.14 | .28 | 1.14 | .28 | |
| 가구 소득 | 1.09 | .12 | 1.11 | .12 | 1.11 | .12 | .88 | .09 | .88 | .10 | .88 | .10 | |
| 혼인 여부 (ref. 미혼 등2) | 1.44 | .49 | 1.49 | .51 | 1.49 | .51 | 4.20*** | 1.24 | 4.33*** | 1.31 | 4.45*** | 1.36 | |
| 자녀 유무 (ref. 없음) | .44* | .15 | .41* | .14 | .42* | .14 | .36** | .12 | .35** | .12 | .35** | .13 | |
| 건강 상태 | 1.43** | 1.69 | 1.36** | .16 | 1.36* | .16 | .95 | .12 | .91 | .12 | .89 | .12 | |
| 기후변화 심각성 인식 | 1.08 | .13 | 1.10 | .13 | 1.10 | .13 | .80 | .88 | .88 | .13 | .89 | .14 | |
| I1 : 주관적 계층 인식 | 2.43*** | .39 | 2.12*** | .36 | 3.44* | 1.96 | 2.73*** | .51 | 2.14*** | .42 | 8.78** | 6.24 | |
| M1 : 사회 공정성 및 신뢰도 인식 | - | - | 1.49* | .24 | 2.35 | 1.26 | - | - | 2.08*** | .37 | 9.42** | 7.05 | |
| I × M | - | - | - | - | .84 | .16 | - | - | - | - | .59* | .15 | |
| Log Likelihood | -306.94 | -303.84 | -303.44 | -278.96 | -270.10 | -267.94 | |||||||
| LR chi2 | 94.37*** | 100.56*** | 101.38*** | 78.64*** | 96.37*** | 100.68*** | |||||||
| R2 | .13 | .14 | .14 | .12 | .15 | .16 | |||||||
남성 청년의 경우 3단계 최종 모형에서 사회에 대한 공정성 및 신뢰도 인식이 자녀계획에 미치는 영향은 사라졌고, 주관적 계층 인식이 자녀계획에 미치는 영향에 있어 사회에 대한 공정성 및 신뢰도 인식의 조절효과도 나타나지 않았다. 반면 여성 청년의 경우 3단계 최종 모형에서는 주관적 계층 인식(OR=8.78, p=.002)과 사회에 대한 공정성 및 신뢰도 인식(OR=9.42, p=.003)이 자녀계획에 미치는 영향이 모두 유의미한 것으로 검증되었다. 또한 사회에 대한 공정성 및 신뢰도 인식의 조절효과도 유의미하게 나타났다(OR=.59, p=.034).
여성 청년의 공정성, 신뢰도 인식을 기준으로 그 수준이 높은 집단(+1SD)과 낮은 집단(-1SD)으로 구분하여 공정성, 신뢰도 인식의 조절효과를 도식화한 그래프는 [그림 4]와 같다. 여성 청년의 경우 주관적 계층 인식이 낮더라도 사회에 대한 공정성, 신뢰도를 높게 인식한다면 자녀계획을 가지는 군에 속할 가능성이 높아지는 것으로 나타났다. 주관적 계층 인식이 높은 경우에는 사회에 대한 공정성, 신뢰도를 높게 인식할수록 자녀계획의 가능성이 떨어지지만, 주관적 계층 인식이 낮은 경우보다는 여전히 높은 수준을 나타냈다. 본 연구인 로지스틱 모델은 선형적 함수는 아니지만, Hoetker(2007)의 제안에 따라 통계적으로 유의미한 상호작용 효과를 확인하기 위해 선형 그래프로 나타낼 수 있다(김수지, 김순은, 2019, p. 137).
그림 4
여성 청년이 인식하는 사회 공정성, 신뢰도 인식의 상호작용
주: 남성 청년의 경우 상호작용항의 유의미성이 검증되지 않아 여성 청년 조절효과 검증 그래프만 표시.
자녀계획을 설명하는 인구사회학적 요인 중 연령과 자녀 유무는 남성 청년과 여성 청년 모두에서 유의미하게 나타났다. 연령의 경우 나이가 어리고(남성: OR=.93, p=.005, 여성: OR=.94, p=.016), 자녀가 없을수록(남성: OR=.42, p=.012, 여성: OR=.35, p=.003) 자녀계획을 가질 가능성이 높았다. 여성 청년에게만 유의미하게 나타난 통제 변수로는 학력과 혼인 여부가 있었다. 학력의 경우 중졸 대비 고졸인 경우(OR=.35, p =.028) 자녀계획을 가질 가능성이 낮아졌으며, 미혼, 사별, 이혼, 별거에 비해 기혼일 경우 자녀계획을 가질 가능성이 높았다(OR=4.45, p<.001).
Ⅴ. 결론
본 연구는 청년 세대의 성별과 자녀계획 유무에 따른 주관적 계층 인식, 사회에 대한 공정성 및 신뢰도 인식의 차이를 확인하였다. 최종적으로는 주관적 계층 인식이 자녀계획에 미치는 영향에서 공정성과 신뢰도 인식의 조절 효과가 성별에 따라 어떻게 나타나는지 분석하였다. 주요 분석 결과는 다음과 같다.
첫째, 여성 청년이 남성 청년보다 자녀계획이 있다고 응답한 비율이 낮았다. 이는 선행 연구 및 실태조사 결과(이삼식 외, 2016; 박종서 외, 2021)에서 남성보다 여성이 자녀계획을 가지는 비율이 낮게 나타난 결과와 일치한다. 여성 청년의 사회에 대한 공정성과 신뢰도 인식 또한 남성 청년보다 낮게 나타났다. 이는 여성의 사회적 지위 상승에도 불구하고 여전히 전통적인 가사와 육아의 책임이 여성에게 많이 부과되기 때문이라고 할 수 있다(이미화, 2014; 조윤명, 김영미, 2020). 맞벌이 부부 가구에서 여성의 가사노동 시간이 남성의 3배에 달하는 현실(통계청, 2020)은 여성이 직장과 가정에서 이중 부담을 겪고 있음을 보여준다. 더 나아가 여성은 남성보다 출산과 양육으로 인해 경력 단절과 경제적 불안정성을 경험할 가능성이 높아(김영미, 권현지, 2024) 사회가 공정하지 않고 신뢰하기 어렵다고 생각할 수 있음을 시사한다.
둘째, 남녀 청년 모두 자녀계획이 없다고 응답한 경우 주관적 계층 인식, 사회 공정성 및 신뢰도 인식이 더 낮게 나타났다. 청년들은 다른 세대보다 자신의 계층을 낮게 평가하고(김영미, 2016), 한국 사회에서 계층상승 기회가 없다고 인식하는 경향이 있다(정한울, 이관후, 2018; 임윤서, 안윤정, 2022). 이는 자녀 세대에도 계층이 상승할 수 없다는 비관적 태도를 보이며(이왕원 외, 2016), 기회의 공정성을 부정적으로 인식하고(김영미, 2016), 신뢰도가 낮을수록 미래에 대한 불확실성을 느껴 자녀를 계획함에 있어 부담을 가진다는 선행 연구 결과(Aassve et al., 2016; Aassve et al., 2021)를 뒷받침한다. 특히 본 연구에서는 여성 청년들의 사회 공정성 및 신뢰도에 대한 인식이 더욱 낮았으며 자녀계획이 없는 청년들에게서 더욱 두드러지게 나타났다. 가임기에 속한 여성 청년의 인식은 우리나라 출산율과도 직결되는 문제이기에 이를 개선하기 위한 다방면의 노력이 필요하다.
셋째, 주관적 계층 인식이 자녀계획에 미치는 영향에서 공정성과 신뢰도의 조절효과가 성별에 따라 차이를 보였다. (주관적 계층 인식 × 공정성, 신뢰도 인식) 상호작용항을 투입한 최종 모형에서 남성의 공정성 및 신뢰도 인식 주 효과는 사라졌으나 여성의 경우 주 효과가 남아있어 여성이 자녀를 계획할 시 공정성과 신뢰도 인식의 중요성이 다시 한번 확인되었다.
또한 여성 청년의 경우 상호작용항의 통계적 유의미성이 나타나 낮은 주관적 계층 인식을 가진 여성 청년이 자녀를 계획함에 있어 사회에 대한 공정성, 신뢰도 인식이 중요한 완충 효과를 보이는 것으로 검증되었다. 이는 최진희(2024)의 연구에서 계층에 따른 기회구조의 격차와 젠더에 따른 기회구조의 격차가 중첩적으로 누적된 결과가 청년층의 가족 형성에서 드러난다는 결과와 일맥상통한다고 할 수 있다. 주관적 계층 인식은 사회 불평등 현상에 따른 태도와 행위를 반영하고 개인의 생활 행태에 영향을 주는 주요인이 되는데(Veenhoven, 2002; 이병훈, 윤정향, 2006), 이때 사회가 공정하며 신뢰할 만한 지원을 제공한다고 믿게 되면 자녀를 양육하기 위한 부담이 줄어들게 되는 것이다. 하지만 김희경과 신지민(2023a)의 연구 결과에 따르면 여성에게 있어 수직적 조직 문화와 자녀 수는 일·생활 균형을 도모하는 데 있어 장애요인이며, 남성보다 시차 출퇴근제 및 재택근무제와 같은 제도를 활용하기 어려운 것으로 나타나 우리 사회 분위기가 여전히 여성이 일과 가정의 균형을 추구하는 데 있어 공정하지 않고, 신뢰하기 어렵다는 인식을 반영한다. 저출생 대책이 현 상황을 ‘인구 절벽’으로 규정하고 출산율을 끌어올리는 데에만 집중한다면 청년층의 교차적 불평등이 더욱 심화될 수 있다(최진희, 2024). 본 연구에서는 근본적으로 여성 청년의 자녀 출산과 양육에 대한 부담을 완화하기 위해서는 사회 내 불평등이 완화되고 공정성, 신뢰도 인식 수준이 개선되어야 함을 확인할 수 있었다.
본 연구는 청년의 공정성과 신뢰도에 대한 인식을 각각 단일 문항으로 측정하여 구체적으로 어떠한 차원에서 공정성과 신뢰도 인식이 주관적 계층 인식과 자녀계획 간의 관계를 조절하는지 살펴보지 못한 한계가 있다. 그럼에도 저출생의 근본적 예측 요인인 청년의 자녀계획을 주관적 계층 인식, 공정성, 신뢰도 인식과 연결해 살펴보았다는 점에서 의미가 있다. 또한 가임기 여성 청년의 자녀계획에 영향을 미치는 요인으로 주관적 계층 인식, 공정성, 신뢰도 인식을 확인하여 정책의 방향성에 대한 실증적 근거를 마련하였다. 본 연구의 결과에 기초한 제언과 연구의 의의는 다음과 같다.
첫째, 주관적 계층 인식과 공정성 및 신뢰도 인식이 자녀계획에 미치는 영향을 이해할 필요가 있다. 주관적 계층 인식은 스스로 사회적 위치를 어떻게 인식하는지를 나타낸다. 공정성 인식은 사회 시스템이 공정하게 작동한다고 느끼는 정도, 신뢰도 인식은 정부나 사회 시스템을 얼마나 신뢰하는지를 의미한다. 본 연구 결과는 저출생 요인이 불평등의 물질적 측면뿐 아니라 주관적 인식과 같은 비물질적 측면과도 깊게 연관되어 있음을 보여준다. 주관적 계층 인식이 낮을 시 발생하는 불안정성과 같은 이유로 자녀계획을 미루거나 포기할 가능성이 큰 것이다. 또한 사회가 불공정하다고 느끼고 불신이 클 때 사회적 지원이나 혜택이 실제로 자신에게 도움이 되지 않을 것이라는 생각으로 자녀계획에 부정적인 영향을 줄 수 있다. 특히 여성 청년의 경우 사회의 공정성과 신뢰도 인식에 민감하게 반응하는 것으로 나타났다. 이는 여성들이 여전히 주로 가사와 육아 책임을 더 많이 지는 사회적 현실을 방증하는 결과라고 할 수 있다. 사회가 공정하지 않거나 신뢰할 수 없다고 느끼는 여성의 경우 자녀를 계획함에 있어 더욱 주저할 수 있는 것이다. 하지만 본 연구에서는 자녀계획이 사회계층 구조상의 상대적 위치에 따라 결정되더라도, 사회의 공정성 및 신뢰도에 대한 반응에 따라 가변적일 수 있음이 나타났다. 사회적 위치가 낮다고 느끼는 여성의 경우 사회에 대한 공정성과 신뢰도가 높다면 자녀를 가지는 것을 긍정적으로 생각할 수 있게 되는 것이다. 따라서 성별, 계층 인식 집단별로 삶의 객관적 여건뿐만 아니라 구체적인 일상의 경험과 정체성에 관한 심층적 이해가 필요(김재우, 2019)함을 제언한다.
둘째, 청년들의 미래 전망을 포함한 주관적 계층 인식을 제고하기 위해서는 국가 정책이 성장인가 분배인가의 이분법에서 벗어나고, 모든 계층이 잠재력을 최대한 발휘할 수 있는 여건을 마련할 필요가 있다(진미정 외, 2019). 지금까지의 저출산·고령사회 기본계획은 무상보육, 출산비 지원 등의 예산 지원 방식에서 벗어나기 위한 노력을 보이기는 하였으나(정성호, 2018), 한편으로는 여전히 예산이 구체적으로 얼마나 필요한지 엄밀하게 계상되지 않은 상태에서 저출생 관련 사업에 투입된 근본적인 한계를 보였다(김우림, 2021). 청년의 가족관, 자녀관, 인생관이 반영되지 않은 채 “국가가 이렇게 투자하면(input) 개인은 아이를 낳을 것(output)”과 같은 투입-산출식 정책으로는 저출생을 개선하는 효과를 기대하기 어렵다(정재훈, 2023). 특히 본 연구는 주관적 인식의 역할을 독립적으로 조명하는 동시에, 실질적 현실의 개선이 병행되지 않는 한 인식 변화만으로는 저출생 문제가 해결될 수 없음을 강조한다. 예를 들어 본 연구 결과에 따라 공정성과 신뢰도에 대한 인식 개선은 여성 청년들이 사회적 안정성을 느껴 자녀계획을 가지게 되는 긍정적인 영향을 미칠 수 있다. 다만 이러한 인식 확인 작업이 실질적 정책과 연결되어 객관적 여건이 개선되지 않을 경우에는 그 효과는 제한적일 수 있다. 따라서 본 연구는 후속 연구에서 주관적 인식과 실질적 현실 간의 상호작용을 보다 심층적으로 분석할 것을 제언한다.
셋째, 여성들이 일·가정 균형 추구 시 경험하는 제약을 인식하고 욕구를 반영한 젠더 친화적 정책 마련이 필요하다. 자녀 출산 후 여성이 원직장에서 이탈하지 않도록 돕는 대표적인 제도는 육아휴직 제도이며 형식적 측면에서는 점차 확대, 개선되고 있다는 점은 긍정적이다. 그러나 임신, 출산, 양육기 여성의 경제활동 참여율은 계속 낮은 수준으로 유지되고 있어 정책의 효과에 대해서는 의문이 존재한다. 출산 이후에도 활발하게 경제활동을 하기 위해서는 이미 어느 정도 안정적인 직장에 있어야 한다는 전제조건이 성립해야 한다는 연구 결과(이지혜, 진미정, 2024) 역시 여성들이 경험하는 현실적 제약을 시사한다. 또한 육아휴직 제도는 여성 관리자의 일·가정 양립 갈등을 오히려 증가하게 만든다는 선행 연구 결과(김희경, 신지민, 2023b)는 실제 제도 도입과 활용 간의 간극을 보여준다. 임신과 출산 지원 정책이 삶의 질 제고라는 궁극적 목표를 달성하기 위해서는 여성들이 경험하는 현실에 따른 제약을 고려하여 여성 청년의 자녀 출산과 양육에 대한 부담을 줄이는 것이 중요하다.
본 연구는 지금까지 담론적으로 논의되어 온 청년들이 지각하는 불평등과 저출생 간의 관계를 젠더에 따라 실증적으로 검증하고 문제 해결의 단초를 제공하였다는 점에서 의의가 있다. 특히 주관적 계층 인식이 낮은 여성이 사회에 가지는 공정성과 신뢰도 인식이 긍정적으로 변화함에 따라 자녀계획에 관한 생각이 변화할 수 있다는 논의에 관한 실증적 근거를 마련하였다.
References
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