30 이달의초점 출산율이초저출산수준까지떨어져 2005년최저점을기록한이후도무지회복할기미를보이지않는다. 1) 평균수명이길어지고초저출산현상이장기적으로지속되면고령화시대가오고결국절대적인구마저감소하게되는데, 이는사회 경제적관점에서한국가에큰부담이된다. 달리말해, 노인인구의증가로인하

Size: px

Start display at page:

Download "30 이달의초점 출산율이초저출산수준까지떨어져 2005년최저점을기록한이후도무지회복할기미를보이지않는다. 1) 평균수명이길어지고초저출산현상이장기적으로지속되면고령화시대가오고결국절대적인구마저감소하게되는데, 이는사회 경제적관점에서한국가에큰부담이된다. 달리말해, 노인인구의증가로인하"

기복 봉
5 years ago
Views:

OECD 국가 합계출산율 트렌드 분석을 통한 정책적 함의 도출 29 OECD 국가 합계출산율 트렌드 분석을 통한 정책적 함의 도출 Trends in Total Fertility Rates in OECD Countries and Their Implications for Korea s Pro-natal

하지만 출산 관련 정책의 영향은 장시간에 걸쳐 나타나므로 이러한 정책 효과성에 대한 평 가는 다소 섣부른 판단일 수 있다.

단기적인 출산율의 변화는 다양한 외적 변수의 영향 을 받으므로 언급된 변수들과 출산율의 단기적 관계는 다소 약하거나 일관성이 없을 수 있다.

1 OECD 국가 합계출산율 트렌드 분석을 통한 정책적 함의 도출 29 OECD 국가 합계출산율 트렌드 분석을 통한 정책적 함의 도출 Trends in Total Fertility Rates in OECD Countries and Their Implications for Korea s Pro-natal Policy 박아연 한국보건사회연구원 부연구위원 우리나라는 현재 초저출산 현상을 장기적으로 경험하고 있다. 출산율을 높이기 위해 2000년대 중반부터 저출산 고령사회기본계획을 실시하였지만, 지난 10년간 정체된 출산율로 미루어 볼 때 아직은 그 효과가 미미해 보인다. 하지만 출산 관련 정책의 영향은 장시간에 걸쳐 나타나므로 이러한 정책 효과성에 대한 평 가는 다소 섣부른 판단일 수 있다. 본 연구에서는 선형혼합효과모델과 함수형 데이터 분석 도구를 이용하여 OECD 국가 합계출산율과 여성의 노동시장 참여도 및 가족 관련 정부 지출의 장단기적 관계를 분석하였 고, 이에 따라 다음과 같은 정책적 함의를 도출하였다. 단기적인 출산율의 변화는 다양한 외적 변수의 영향 을 받으므로 언급된 변수들과 출산율의 단기적 관계는 다소 약하거나 일관성이 없을 수 있다. 하지만 장기 적인 관점에서 합계출산율의 절대적인 수준은 가족 관련 정부 지출과 양의 관계가 있으며, 합계출산율 증가 율은 여성의 노동시장 참여율이 높을수록 커지는 경향이 있다. 이는 출산 정책을 세울 때 장기적인 트렌드 분석이 중요함을 암시하며 나아가 정부의 지속적이고 장기적인 노력만이 우리나라 출산율을 반등시킬 수 있음을 시사한다. 1. 들어가며 로 유지되는 현상을 경험하고 있다. 1960년대 중반부터 실시한 정부 차원의 강력한 산아제한 우리나라는 현재 전 세계적으로 유례없는 초 정책에 힘입어 한국의 합계출산율은 1983년 처 저출산(lowest-low fertility) 현상, 즉 합계출산 음으로 2.1(대체증가율) 아래로 떨어졌으며 이러 율(total fertility rate)이 1.3 미만에서 장기적으 한 저출산 현상은 10년 이상 지속되다가 2001년

2 30 이달의초점 출산율이초저출산수준까지떨어져 2005년최저점을기록한이후도무지회복할기미를보이지않는다. 1) 평균수명이길어지고초저출산현상이장기적으로지속되면고령화시대가오고결국절대적인구마저감소하게되는데, 이는사회 경제적관점에서한국가에큰부담이된다. 달리말해, 노인인구의증가로인하여의료비를포함한노인부양비, 넓게는사회보장지출이증가하고, 생산가능인구가줄어조세수입이감소하고내수시장이위축될수있다. 2) 이러한이유에서우리정부는지난 10년간두차례에걸쳐저출산 고령사회기본계획을실시하였고, 이와관련하여적게는 60조원에서많게는 150조원의예산이투입되었지만정책의효과성에대해서는이견이많다. 3) 임신과출산을자녀를갖는것의비용-편익분석을통한개인의합리적의사결정의결과라고가정하면, 정부가임신 출산관련비용을줄여주면출산의지가높아질것이라기대할수있다. 4) 따라서대부분의저출산대책은그비용을줄여주는것을목표로한다. 이러한저출산대책의효과를분석하기위해서는그러한비용절감이실제로출산율증가로이어졌는지살펴보아야하는데, 앞서언급했듯이우리나라의경우지난 10 년간막대한예산이쓰였는데도합계출산율은 1.3 미만에머무르고있어출산정책에대한비 판의목소리가높다. 하지만 1970년대저출산현상을경험한일부선진국들 ( 덴마크, 프랑스, 영국, 스웨덴등 ) 이가족에대한지속적이고장기적인투자를통해출산율을회복한것을고려하면 10년이라는기간은본격적인출산율회복을기대하기에는다소짧은시간일수있다. 또한국은 2005년이후출산과직간접적으로관련이있는가족관련예산이꾸준히증가하였음에도불구하고경제협력개발기구 (OECD) 국가들에비해서는규모가매우작은편이다. 현시점에서고령화된인구구조를근본적으로변화시키기위해서는출산이증가하는방향으로변화하여합계출산율이인구대체율이상수준으로일정기간유지되어야한다. 또출산관련정책효과는장기적으로나타나고, 출산을높이는요인이라고알려진양성평등의식향상, 무배우출산율증가등의사회분위기또는가족에대한인식변화는단기적으로확산시키기어렵기때문에출산율의단기적변동보다는다양한사회 경제적변수와출산율의장기적관계를살펴보는데관심을집중할필요가있다. 이러한맥락에서본연구에서는 OECD 국가들의 1995~2012 년출산율트렌드를분석하고, 장기적관점에서가족관련정부지출과합계출산율의관계를살펴보고자한다. 나아가여성의노동시장참여율이출산율증가율에어떠한영향을미치는지분 1) OECD(2017). 에서 인출. 2) 이삼식, 최효진 (2014). 초저출산, 고령화사회위험과대응전략. 한국보건사회연구원. p.19. 3) 이윤석, 김필숙, 심규선 (2016). 가치관과출산간의연계성에관한거시 - 미시접근. 한국보건사회연구원. p.9. 4) 이상협, 이철희, 홍석철 (2016). 저출산대책의효과성평가. 한국보건사회연구원. p.11. 보건복지포럼 ( )

3 OECD 국가합계출산율트렌드분석을통한정책적함의도출 31 석하고자한다. OECD에서제시하는가족관련정부지출의정의와구성항목그리고여성의노동시장참여율의정의는다음절에서언급하겠다. 2. OECD 국가비교합계출산율이란한여성이가임기간 (15~49 세 ) 동안낳을것으로예상되는평균자녀의수를나타내는것으로, 이는국가별출산력수준을비교하기위한주요지표로이용된다. 5) 저출산현상은이미 1970년대일부 OECD 국가에서시작되었는데, 이들국가중초저출산현상을경험한나라는체코, 독일, 에스토니아, 헝가리, 이탈리아, 일본, 라트비아등이다. 특히체코, 스페인, 그리스, 이탈리아, 라트비아, 슬로베니아는 1990년대중반부터 2000년중반까지초저출산현상이지속되었지만 2000년대중반이후회복하는양상을보였다. 한편 2000년대이후초저출산현상을경험한슬로바키아, 헝가리, 일본, 폴란드는비교적빠르게이에서벗어나고있는양상을보인다. 6) 우리나라는전세계적으로유례없는초저출산현상을장기적으로경험하고있는데, 특히 2004~2010년한국의합계출산율은 OECD 국가들중가장낮았다. 2011~2012년일부유럽국가의합계출산율이 2008년시작된금융위기의여파로떨어지면서 폴란드와포르투갈에그자리를내어주었지만, 7) 2013~2014년한국의출산율은또 OECD 최저치를기록하였다. OECD에서정의하는가족관련정부지출 (family benefit spending) 은크게현금급여 (cash benefit) 와현물서비스 (benefits in-kind) 로나뉘고이는다시다양한항목으로나뉜다. 현금급여에는아동가족수당 (child allowances), 육아휴직 (maternity&parental leave) 과기타현금급여가포함되고, 현물서비스에는보육및가사서비스 (child-care&home-help services) 와기타현물지원이포함된다. 8) 가족관련정부지출은출산정책과직접적인관련이없는지출항목도포함하지만세부지출항목의경우자국통화단위로만보고하기때문에국가간비교가어렵고, 따라서가족관련정부지출의합계를분석에이용하였다. OECD 33개국중우리나라는 1995~2012 년평균국내총생산 (GDP) 대비가장낮은수준의예산을가족지출에사용하였는데 (0.32% 사용 ) 이는두번째, 세번째로지출이적은미국 (0.71%) 멕시코 (0.73%) 의절반에도못미치는수준이다. 한편우리나라의 2005~2012년평균 GDP 대비가족관련정부지출비율은 0.57% 이고같은기간미국은 0.71%, 스웨덴은 3.36% 를가족관련정부지출에사용하였다. 우리나라의 5) 에서 인출하여정의번역. 6) OECD(2017). total fertility rate 원자료를이용해분석함. 7) Fertility statistics in relation to economy, parity, education and migration(2017). eurostat/statistics Explained 에서 인출. 8) 에서 인출하여정의번역.

4 32 이달의초점 가족관련정부지출은꾸준히증가하여 2013년처음으로 1% 를넘어섰지만여전히 OECD 평균인 2.1% 에한참못미치는수준이다. OECD는여성의노동시장참여율 (female labor force participation rate) 을총여성생산가능인구 (15~64세) 중실제노동에참여하는여성인구비율로정의하고있다. 9) 1995~2012 년평균여성의노동시장참여율은우리나라가 53% 로멕시코 (43%), 칠레 (43%), 이탈리아 (49%), 그리스 (52%) 에이어 OECD 국가중다섯번째로낮았으며스웨덴보다는약 24% 포인트, OECD 평균보다는약 10% 포인트낮았다. 다른 OECD 국가들과비교하여 GDP 수준이낮은멕시코와칠레는여성의경제활동참여율이낮음에도불구하고합계출산율이 OECD 평균을크게웃돌았지만스위스 (74%), 독일 (66%), 포르투갈 (66%), 슬로베니아의 (66%) 는경제활동참여율은높았지만출산율은낮았다. 이에따르면여성의사회참여율과합계출산율의관계는다소복잡해보인다. 많은학자들이 OECD 국가들간합계출산율과여성노동시장참여율의관계가 1980년이전의음의 (negative) 관계에서 1980년대이후양의 (positive) 관계로진화했다고했는데, 특히 Engelhardt and Prskawetz(2004) 는이두변 수의상관관계가시간뿐아니라국가별로도상이함을주장하였다. 10) 예를들어성평등의식이상대적으로낮은우리나라에서는육아가여성의전유물이라는인식이강해남성의육아참여도가낮고경력단절을우려한여성이출산을기피하고있다는평가가많은데, 이는여성의사회참여율증가가출산율을감소시켰다는주장을뒷받침하는근거가될수있다. 하지만본연구의결과를보면장기적트렌드 (1995~2012년) 측면에서합계출산율이빠르게증가하는패턴을가진국가들의경우여성의노동시장참여율이높은경향이있었고, 반대로출산율이감소하는패턴을가진국가들에서는여성의노동시장참여율이낮은경향이있었다. 따라서우리나라여성의경제활동참여율증가가출산율감소를야기했다는평가를하는데는신중을기할필요가있겠다. 3. 가족관련정부지출및여성의노동시장참여율과합계출산율의단기적관계 OECD 국가들의가족관련정부지출및여성의노동시장참여율과합계출산율의단기적관계를분석하기위해선형혼합효과모델 (linear mixed effects model) 11) 을이용하였다. 이를 9) 에서 인출하여정의번역. 10) Engelhardt, H. and Prskawetz, A.(2004). On the Changing Correlation Between Fertility and Female Employment over Space and Time. European Journal of Population, 20(1). pp ) A. G.-Galeski and T.-Burzykowski(2012). Linear Mixed Effects Models Using R. Springer. pp 보건복지포럼 ( )

5 OECD 국가합계출산율트렌드분석을통한정책적함의도출 33 위해 OECD 26개국의 1995~2012년합계출산율시계열자료를 OECD 가족데이터베이스 (Family Database) 에서추출하여패널데이터를구축하였다. OECD 33개국중 7개국가가정부지출및여성참여율의결측치를포함하였고, 따라서이들은분석에서제외되었다. 분석에포함된 OECD 26개국가는 < 표 1> 에제시돼있다. 두독립변수가시간차를두고출산율에영향을미치는것을반영하기위해지출및참여율과관련해서는 1994~2011년자료를이용하였다. 시간차이가분석결과에영향을주는지살펴보기위해 2년차 (1993~2010년), 3년차 (1992~2009년) 를두고변수간의관계를분석했으나분석결과는크게달라지지않았다. 모델에포함된변수는시간 ( 년 ), 가족관련정부지출, 여성의노동시장참여율이며합계출산율의국가별상이성 (country heterogeniety) 을반영하기위해선형혼합효과모델을이용하였다. 한편, < 그림 1> 에나타나있듯이가족관련정부지출과합계출산율의관계는국가별로상이하다. 따라서분산분석 (ANOVA) 을이용해이가설을검증하였고, 그결과합계출산율과가족관련정부지출상관계수의국가별상이성이통계적으로매우유의함 (p<2.2e-16) 이드러났다. 그림 1. OECD 6 개국의가족관련정부지출 (1994~2011 년 ) 과합계출산율 (1995~2012 년 ) 의관계 한국포르투칼스웨덴 합계출산율 (%) 프랑스영국일본 가족관련정부지출 (GDP 대비 %) 자료 : OECD(2017). total fertility rate, family benefit spending 원자료를이용해분석함.

6 34 이달의초점 표 1. 선형혼합효과모델결과 여성의노동시장참여율을고려한가족관련정부지출과합계출산율의상관관계 양의관계국가들 오스트리아, 벨기에, 캐나다, 체코, 독일, 스페인, 프랑스, 영국, 그리스, 아일랜드, 이탈리아, 네덜란드, 노르웨이, 뉴질랜드, 슬로바키아, 스웨덴, 미국 음의관계국가들 호주, 스위스, 덴마크, 핀란드, 일본, 한국, 룩셈부르크, 폴란드, 포르투갈 < 표 1> 은선형혼합효과모델을통해도출된출산관련정부지출과출산율의관계를음의관계그룹과양의관계그룹으로나누어나타낸다. 한편, 합계출산율과여성노동시장참여율의상관계수가국가별로다른지가설검증을통해살펴보았지만이는통계적으로유의하지않았고, 여성의노동시장참여율과합계출산율은양의상관관계를보였지만이는통계적으로유의하지않았다 (p>0.1). 선형혼합효과모델의결과를종합해보면단기적인관점에서는가족관련정부지출과합계출산율의관계에대해말하기어려운측면이있다. 왜냐하면상관계수로정의된정책효과가국가별로다르게나타났고, 예상과다르게일부국가 ( 표 1) 는가족관련정부지출이증가했는데도불구하고합계출산율이감소했기때문이다. 이는한국가의합계출산율은더다양한원인에의해결정됨을시사한다. 즉지난 10년간가족관련정부지출의증가가출산율증가를이끌었지만다른원인에의해그증가분이상쇄되었다면 정책효과를관찰하기가다소어려울수있다. 따라서다음장에서는가족관련정부지출및여성의노동시장참여율과출산율의장기적인관계를살펴보기로한다. 4. 가족관련정부지출및여성의노동시장참여율과합계출산율의장기적관계가. OECD 국가합계출산율트렌드 (1995~2012년) 분석 OECD 33개국가합계출산율시계열자료의주요변동형태 (major modes of variation) 를분석하기위해함수형주성분분석 (functional principal component analysis) 기법을이용하였다. 함수형데이터분석도구는시간적차원의정보통합 (borrowing information across time) 을가능하게하므로다양한분야에서장기적트렌드를분석하는데이용되고있다. 12) 분석에앞서시계열자료의평활 (smoothing) 기법의 12) A.-Park et al.(2013). Trends in stratospheric ozone profiles using functional mixed models. Atmospheric Chemistry and Physics. 13. pp 보건복지포럼 ( )

7 OECD 국가합계출산율트렌드분석을통한정책적함의도출 35 그림 2. 국가별합계출산율시계열자료 (1995~2012 년 ) 와평활결과 2.5 칠레 실제출산율 LOWESS 출산율 OECD 평균 2.5 스웨덴 실제출산율 LOWESS 출산율 OECD 평균 프랑스 실제출산율 LOWESS 출산율 OECD 평균 2.5 한국 실제출산율 LOWESS 출산율 OECD 평균 주 : 실선은실제합계출산율을, 1 점쇄선은 OECD 평균을, 파선은국지적비선형회귀선 (LOWESS) 을이용하여평평해진출산율을나타냄. 자료 : OECD(2017). total fertility rate 원자료를이용해분석함. 일종인국지적비선형회귀선 (LOWESS: Locally- Weighted Scatterplot Smoothing) 을이용해합계출산율의시계열자료를부드럽게조정하였는데, 이는데이터에포함된무의미한정보를걸러내기위한과정이다. 이과정을거치는이유는 1년단위로발생하는출산율의미미한변화는장기적인관점에서출산율을분석하는데큰의미가없고오히려결과의해석을방해할수있기때문이다. Splines smoothing 등다른평활기법도적용해보았으나그결과는크게달라지지않았다. < 그림 2> 는칠레, 스웨덴, 프랑스, 한국의합계출 산율시계열 (1995~2012년) 자료다. 검은실선은실제출산율, 1점쇄선은 OECD 33개국의평균, 파선은평평해진출산율 ( 국지적비선형회귀선을이용 ) 을나타낸다. 그림에보이는 4개국중우리나라의출산변동률이가장높아보인다. 또평활법을거친시계열자료를보면스웨덴의출산율은 2002년 OECD 평균을넘어선후꾸준히증가하다가 2009년이후다소감소하였지만여전히 OECD 평균을크게웃돈다. 우리나라의출산율은 1995년이후가파르게감소하여 2005년최저점을기록한후다소증가하는양상을보인다.

8 36 이달의초점 평활법을거친 OECD 33개국합계출산율의주요변동형태를함수형주성분분석기법을이용해도출하였는데, < 그림 3> 은도출된주성분로딩 (principal component loadings) 함수들을보여준다. 분석전각국의출산율을 OECD 평균에대해중심화 (centering) 하였으므로, 이로딩함수들은각국의출산율트렌드가 OECD 평균에대해어떠한패턴을가지며변화했는지를나타낸다. 여기서로딩함수의순서는변동패턴의중요도를의미한다. 주성분 1은 OECD 평균대비합계출산율의수준과관계가있다. 이는주성분 1 지수들의패턴에 서도드러나는데, 분석기간동안 OECD 평균에비해출산율이높은국가들은 ( 호주, 프랑스, 뉴질랜드, 멕시코, 칠레, 미국등 ) 양의주성분 1 지수값을갖고, 반대로전반적인출산율이평균에비해낮은국가들은 ( 한국, 스페인, 이탈리아, 그리스 ) 강한음의주성분 1 지수값을갖는다 ( 그림 4). 한편, 주성분 2 로딩함수는합계출산율의변화율을반영하는데, 우리나라는분석기간동안 OECD 국가중출산율이가장가파르게감소하였으므로주성분 2 지수가가장낮다. 멕시코와칠레역시꾸준히출산율이감소하였으므로그들의주성분 2 지수또한음의값을갖는다. 반대 그림 3. 함수형주성분분석을통해도출된합계출산율주성분로딩함수 주성분 1 로딩함수 주성분 2 로딩함수 ( 연도 ) ( 연도 ) 주성분 3 로딩함수 주성분 4 로딩함수 ( 연도 ) ( 연도 ) 주 : 주성분 1 이전체변동패턴의약 66% 를설명하고주성분 2, 3, 4 는각각 17%, 7%, 4% 의변동패턴을설명함. 자료 : OECD(2017). total fertility rate 원자료를이용해분석함. 보건복지포럼 ( )

9 OECD 국가합계출산율트렌드분석을통한정책적함의도출 37 로스웨덴, 프랑스, 에스토니아는같은기간동안상대적으로출산율이가파르게증가하였으므로강한양의주성분 2 지수를갖는다 ( 그림 4). 주성분 3과 4는분석기간동안방향성이크게변화하므로시계열평균가족관련복지지출과여성의노동시장참여율을이용한본연구에 서는주성분 3, 4 지수와평균변수들의관계를분석하는데한계가있다. 따라서주성분 3, 4는논의에서제외하였다. 하지만주성분 1, 2가합계출산율변동형태의대부분 ( 약 83%) 을설명하기때문에주성분 3, 4를분석에서누락함으로써발생하는정보유실은아주미미한수준일것이다. 그림 4. 함수형주성분분석을통해도출된합계출산율주성분지수 1 과 2 의산점도 SWE LVA CZE ITA SVN ESP GRC EST CAN BEL GBR AUS NLD FRA FIN NOR DNK IRL NZL USA ISL 주성분지수 DEU AUT CHE JPN SVK LUX -0.4 HUN PRT POL -0.6 CHL MEX -0.8 KOR 주성분지수 1 자료 : OECD(2017). total fertility rate. 원자료를이용해분석함. 13) P. J. Rousseeuw and A. M. Leroy(2005). Robust Regression and Outlier Detection. Wiley Series in Probability&Statistics. pp

10 38 이달의초점 나. 합계출산율수준과가족관련정부지출의상관관계 < 그림 5> 는 1995~2012년가족관련정부지출평균과주성분지수 1의관계를보여준다. 앞서언급했듯이주성분 1은 OECD 평균대비각국합계출산율의절대적수준과관련이있는데, 그림에서드러나듯분석기간동안가족관련지출을많이한국가일수록합계출산율또한높은경향이있다. 이경 향성이통계적으로유의한지살펴보기위해회귀분석을하였는데, 이때멕시코, 미국, 칠레등의국가는상관계수를왜곡시키는극단치이므로이를조절할수있는로버스트회귀분석기법 13) 을이용하였다. 회귀식에는여성의노동시장참여율도포함되었기때문에 < 그림 5> 의실선은참여율을고려한가족관련정부지출과합계출산율의상관관계를나타낸다. 가족관련정부지출과출산율트렌드의절대적 그림 5. 주성분지수 1 과가족관련정부지출평균의경향성 MEX 3.0 주성분지수 USA CHL CAN NLD ISL NZL IRL FRA NOR AUS FIN GBR BEL SWE LUX DNK -1.0 KOR JPN PRT POL GRC ITA ESP LVA CHE EST SVN DEU SVK CZE AUT HUN 가족관련정부지출의평균 (GDP 대비 %) 주 : 회귀선은여성의노동시장참여를고려한로버스트회귀분석을통해도출함. 자료 : OECD(2017). total fertility rate, family benefit spending 원자료를이용해분석함. 보건복지포럼 ( )

11 OECD 국가합계출산율트렌드분석을통한정책적함의도출 39 인수준은양의상관관계가있는것으로보이는데이는통계적으로유의했다 (p<5). 반면, 여성의사회참여율은절대적인출산율수준과는다소관련이없어보인다 (p>0.1). 다. 합계출산율변화율과여성노동시장참여율의상관관계 < 그림 6> 은 1995~2012년여성의노동시장참 여율평균과주성분지수 2의관계를보여준다. 회귀분석을이용하였다. 회귀식에는가족관련정부지출도포함되었고, 따라서 < 그림 6> 의실선은지출을고려한참여율과합계출산율변화율의상관관계를나타낸다. 여성의사회참여율과출산율변화율은양의상관관계가있는데이는통계적으로유의했다 (p<5). 반면, 출산관련정부지출은주성분 2와는다소무관해보인다 (p>0.1). 그림 6. 주성분지수 2 와여성노동시장참여율평균의경향성 SWE 0.4 FRA EST 주성분지수 ITA GRC BEL IRL ESP JPN CZE NZL LVA GBR AUS SVN NLD DEU AUT USA FIN CAN CHE NOR DNK ISL LUX SVK -0.4 HUN PRT POL -0.6 CHL MEX -0.8 KOR 여성의노동시장참여율평균 (log %) 주 : 회귀선은가족관련정부지출을고려한로버스트회귀분석을통해도출함. 자료 : OECD(2017). total fertility rate; The World Bank(2017). female labor force participation rate 원자료를이용해분석함.

12 40 이달의초점 5. 정책적함의앞장에서언급한분석결과에따라다음과같은정책적함의를도출할수있었다. 첫째, 가족관련정부지출및여성의노동시장참여율과합계출산율의단기적인관계를살펴보는것에는어려움이따른다. 그이유는각국가의출산율이단기적으로다양한요인에의해영향을받기때문인데, 선형혼합효과모델을통해모델의유연성을높였음에도일관성있는결과를도출하지못했다. 즉, 일부 OECD 국가의가족관련정부지출이꾸준히증가하였음에도불구하고출산율은정체한이유를설명하지못했다. 이는출산율을높일것으로여겨지는각종정부지출의단기적효과에대한섣부른판단을지양해야함을암시한다. 둘째, 출산율의절대적인수준은장기적관점에서가족관련정부지출과양의상관관계가있는것으로드러났다. 나아가 1985~1994년가족관련정부지출평균이 1995~2012년출산율과관련이있는지도살펴보았는데, 두변수역시통계적으로유의한 (p<5) 양의상관관계를보였다. 이는정부의지속적이고일관성있는정책적노력만이개인의출산의지를높일수있고, 국가가아이를키우기에좋은환경을만들어줄것이라는신호를지속적으로줘야근본적으로출산율을증가시킬수있음을시사한다. 셋째, 여성의노동시장참여율은출산율의변 동률과관련이있어보인다. 이는여성의사회참여를돕는다양한정책적노력은가족관련정부지출대비출산율증가로나타나는출산정책의효과성을높일것이라는점을간접적으로드러낸다. 하지만이는단순히양적측면에서여성의경제활동참가율이증가하면자동적으로출산율이높아지는것을뜻하지는않는다. 증가된여성의사회참여율이출산율회복으로귀결되기위해서는여성고용의질적개선이이루어져야하며, 구체적으로여성이경력단절에대한걱정없이출산후사회로쉽게복귀할수있는제도적시스템이마련되어야할것이다. 6. 나가며본연구는가족관련정부지출및여성의노동시장참여율과합계출산율의장단기적인관계를살펴보고이를통해우리나라출산율을높이기위한정책적방향을제시하는데시사점이있다. 함수형주성분분석도구를활용함으로써변수들간의장기적관계를도출할수있었는데, 특히정부지출대비출산율증가로평가되는정책의효과성은여성의사회참여율을높임으로써증대될수있다는분석결과가매우흥미롭다. 단기적영향을측정하는분석방법으로는위의정책적함의를도출해낼수없었는데, 이는함수형데이터분석도구가가지는유용성 ( 시간적차원의정보통합 ) 이다시한번강조되는부분이다. 14) 출산과양육은한개인의생애전반에걸쳐생활 14) J. O. Ramsay and B.W. Silverman(2005). Functional data analysis. Springer. pp 보건복지포럼 ( )

13 OECD 국가합계출산율트렌드분석을통한정책적함의도출 41 패턴, 소비등에큰영향을미치는만큼출산관련정책의효과는장기적으로일어나기때문에국가가아이를키우기에좋은환경을만들어줄것이라는신호를지속적으로줘야근본적으로출산율이증가하는트렌드를만들수있을것이다. 본연구에서사용된분석기법은우리나라지역별출산율이시간에따라어떻게변화하였는지 (dynamics of regional fertility in Korea) 를분석하고시간적 공간적패턴의변화가다양한사회적 경제적변수와어떠한영향을주고받는지살펴보는데사용될수있다. 이는특정지역의출산율패턴변화를가져온요인을역으로추리해봄으로써우리나라실정에맞는출산정책을개발하는데도움을줄것이라기대한다.

저작자표시 - 비영리 - 변경금지 2.0 대한민국 이용자는아래의조건을따르는경우에한하여자유롭게 이저작물을복제, 배포, 전송, 전시, 공연및방송할수있습니다. 다음과같은조건을따라야합니다 : 저작자표시. 귀하는원저작자를표시하여야합니다. 비영리. 귀하는이저작물을영리목적으로이용할

저작자표시 - 비영리 - 변경금지 2.0 대한민국 이용자는아래의조건을따르는경우에한하여자유롭게 이저작물을복제, 배포, 전송, 전시, 공연및방송할수있습니다. 다음과같은조건을따라야합니다 : 저작자표시. 귀하는원저작자를표시하여야합니다. 비영리. 귀하는이저작물을영리목적으로이용할수없습니다. 변경금지. 귀하는이저작물을개작, 변형또는가공할수없습니다. 귀하는, 이저작물의재이용이나배포의경우,