정연시 2008(최경수)kkh hwp

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1 정책연구시리즈 출산율하락의경제적요인에대한 실증적분석 최경수

2 발간사 우리나라의출산율은세계최저의수준이며여성, 특히기혼여성의경제활동수준은선진국들에비하여매우낮은수준이다. 매우낮은출산율은장기적인국가발전의시각에서볼때결코바람직한현상이라고할수는없다. 물론저출산율이국가가적극적으로개입하여반전시켜야하는현상인가에대해서는찬반양론이있다. 그러나학력수준이세계적으로높은우리나라여성의경제활동참가율제고가출산율제고와서로다른방향의정책을요구하는것이아니라면경제성장을제고하기위해서도국가및사회적차원에서지원시책을강구하는것이바람직하다. 본원에서는여성의경제활동참가율을높이고직장과가정의병립을원활히함으로써경제성장과출산율제고를증진하는것은국가경제의발전을위해서도매우중요하다는인식아래이부문의연구에꾸준히힘써왔다. 2004년과 2005년의고령화연구에서도여성의경제활동과출산율하락에대한분석을다루었으며, 최근의연구에서도 출산지원정책의타당성및지원효과분석, 기혼여성의출산과노동공급 등의연구에서이주제들을다루었다. 본연구는여성의노동시장상황변화가출산율에구체적으로어떤메커니즘을통해서영향을미치는가를분석한연구이다. 본연구에서는출산이여성에게초래하는잠재비용 (shadow cost) 을분석함으로써우리나라의노동시장구조는출산과자녀양육을하는여성에게많은부담을초래하고있음을보였다. 현대의여성들은과거보다학력수준이크게상승하였으며경제활동참여의욕구도높다. 그러나그들이출산과보육에따른노동시장활동의중단이후이전의경제활동수준으로복귀하는데에는여전히어려움이뒤따르고있으며, 이러한어려움은혼인과출산의시기를늦추거나혹은출산을기피하는원인이되고있다. 경제의발전과지식경제화로의이행에따라여성노동력의중요성은더욱강조되고있으며, 특히고급여성인력의활용은우리나라경제가

3 선진국경제로도약하기위해서반드시해결해야할과제중의하나이다. 낮은출산율은본연구의결과가제시하는바와같이여성노동시장의현실을반영하고있다. 본연구의의의는여성이당면하는노동시장에서의기회비용이저출산율의직접적인원인이되고있음을통계자료와분석모형을이용하여실증적으로밝힌것이다. 이에대응하여정부정책은어떻게수립되어야할것인가? 구체적으로, 여성의노동시장경력형성이원활하게이루어져경제성장에기여하고동시에출산에따른기회비용손실이최소화되도록하기위해서정부는어떠한정책들을중점적으로추진하여야하는가? 이러한문제들은우리나라가당면하고있는과제들이나우리는여전히이에대한해답을충분히가지고있지않다. 그러나여성의직장과가정생활의병립, 노동시장경력형성은우리경제가해결해야할매우중요한과제이며, 이에대해많은투자가이루어져야할것임은분명하다고할수있다. 본보고서는본원의최경수박사에의하여집필되었으며, 연구과정에서이경애연구원의전문적이고성실한연구보조와서경희연구행정원의지원을받았다. 저자는이들의노력에감사를표하고있다. 끝으로본보고서의내용은저자개인의의견이며본원의공식적인견해가아님을밝혀두고자한다. 2008년 12월한국개발연구원원장현정택

4 목 차 발간사요약 1 제 1 장연구의필요성및목적 3 제 2 장연구문헌분석 10 제 3 장출산의잠재비용분석을위한생애효용모형 22 제4장실증분석 30 제1절분석자료 30 제2절 2006년출산력조사 자료분석 31 제3절출산의잠재비용파라미터의추정 보육의시간비용파라미터 () 임금률의추정 43 제4절출산의잠재비용추정 48 제 5 장민감도분석및결론 55 참고문헌 66 부록 69

5 표목차 < 표 4-1> 2006년출산력조사 의코호트별자녀수, 초혼, 초산연령 32 < 표 4-2> 2006년출산력조사 의학력수준별자녀수, 초혼, 초산연령 34 < 표 4-3> 여성학력구성의변화 34 < 표 4-4> 기혼여성의초산이전 1년간취업상태별중위 (median) 초산연령 36 < 표 4-5> 여성의최초출산전후첫째아연령별노동공급량추이 38 < 표 4-6> 첫출산을전후한여성노동공급변화 : 코호트및학력수준별 39 < 표 4-7> 첫출산이후연간노동공급의출산이전대비비율 39 < 표 4-8> 자녀보육에소요되는시간에대한파라미터 ( ) 값 42 < 표 4-9> 연령및코호트별여성로그시간당실질임금추이 46 < 표 4-10> 코호트별및연령대별대졸여성로그시간당실질임금증가율 46 < 표 4-11> 파라미터값의추정치 47 < 표 4-12> 25세와 30세출산의근로소득잠재비용 (25세시점 ) 49 < 표 4-13> 25세와 30세출산의인적자본축적상실잠재비용 (25세시점 ) 49 < 표 4-14> 25세와 30세출산의총노동시장잠재비용 (25세시점 ) 51 < 표 4-15> 23세이하자녀 1인당 0~23세누적평균가계지출 53

6 그림목차 [ 그림 1-1] 25~29세및 30~34세여성의경제활동참가율과합계출산율추이 (1985~2007년) 6 [ 그림 4-1] 우리나라의합계출산율및연령대별출산율추이 (1980~2007년) 33 [ 그림 4-2] 학력별및코호트별로그실질시간당임금-연령곡선 45 [ 그림 4-3] 25세와 30세출산의총노동시장잠재비용 (25세시점 ) 51 [ 그림 5-1] 출산이후노동공급감소에따른출산시점별출산잠재비용 55 [ 그림 5-2] 고졸여성연간임금의현재가치 57

7 요 약 우리나라의급격한출산율하락에는여성의고학력화및노동시장에서의기회확대가중요한요인으로작용하고있다. 그럼에도불구하고여성의노동시장활동증가가출산율하락에미친영향은기존문헌에서충분히분석되지못하고있다. 본연구에서는생애효용최대화모형을이용하여출산의잠재비용 (shadow cost) 을계산하고여성의고학력화와노동시장활동증가가잠재비용의상승에얼마나큰영향을미쳤는가를분석한다. 분석결과는, 대졸여성의경우출산후노동시장복귀의어려움이출산시기지연의가장중요한요인으로작용하였으며, 이밖에도여성임금곡선의전반적인기울기하락과수준상승이출산율하락의요인으로작용하였음을제시한다. 본연구가기여하는바는여성노동시장비용의증가가출산율하락의중요한요인임을실증적으로보인것이다. 이를토대로본연구에서는출산에따른여성의노동공급감소폭을축소하는정책들은경제성장을위하여중요한정책이며, 또한이러한정책들을통하여출산율도높일수있을것임을제시하였다. 그러므로경제성장과출산율제고를위한정책수립을위해서는여성의출산후노동시장복귀과정을포함한여성노동시장에대한분석이요구되며, 보육지원혹은육아휴직확대등어떠한정책수단이여성의경제활동제고를위하여효과적인가에대한보다심층적인연구가필요하다.

8 제 1 장연구의필요성및목적 우리나라의출산율은이미세계적으로낮은수준에있다. 우리나라의합계출산율은 2007년현재 1.20명으로서 OECD 국가들중가장낮으며, 세계적으로도홍콩 (0.95명) 다음으로낮은수준이다. 1) 저출산이반드시정부의정책적개입이필요한사안인가에대해서는논란이있다. OECD(2007b, pp.13~14) 에의하면, 출산율제고자체를정책목표로하고있는나라는 OECD 국가들중한국과일본이유일하며, 다른국가에서는저출산현상에대한우려는있지만출산율을목표로하고있지는않다. 유럽국가에서는오히려여성노동공급증가를경제성장을위한정책목표로하고이를달성하기위하여 가정과직장의병립 을위한정책을시행하고있다. 2) 그러나저출산이사회적으로바람직하지않은현상임은분명하다고할수있다. 낮은출산율은생산가능인구감소에따른경제성장둔화, 고령인구증가에따른재정부담의증가, 자녀수의하락으로인한소비지출의감소, 노인인구증가로말미암은정치적의사결정의왜곡 3) 등의 1) 유엔인구기금 (UNFPA) 과인구보건복지협회의 2008 세계인구보고서 ( ) 발표자료에의함. 세계평균은 2.54 명이며, 선진국평균은 1.60 명이다. 2) 이는익명의검토자의지적에따른것으로, 검토자에게감사드린다. 3) 일반적으로노인인구는정치참여도가높고결집력이강하기때문에민주주의적의사결정에서강력한영향력을행사한다. 그러므로노인인구의비중이높을때그사회의정치적의사결정은미래보다는현재지향적인방향으로이루어질가능성이높다. 의사결정의편향성이란이와같이미래보다는현재를중시하는경향이발생함을지적하는것이다.

9 4 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 문제를유발한다. 또한저출산율은그사회구성원의행복지수가낮음을반영하는것으로해석할수있다. 이상자녀수 (desired number of children) 에대한서베이조사결과는우리나라를포함한거의모든국가에서 2.0명이다. 물론이상자녀수란현실적인제약을전혀고려하지않은경우의자녀수이므로큰의미를둘수는없다. 그러나출산율이이상자녀수보다크게낮다는것은출산에따른경제사회적인제약이그만큼강하다는것으로해석된다. 또한극심한저출산율은그사회에일종의괴리현상이존재하고있음을반영하는것으로해석된다. 현재심각한저출산현상이발생하고있는국가들 (the lowest low fertility countries) 은대표적으로동아시아국가들 ( 한국, 일본, 대만, 홍콩, 싱가포르 ) 과남유럽국가들 ( 이탈리아, 스페인, 그리스등 ) 이며, 서유럽과북유럽국가들과미국에서는출산율이오히려작은폭이나마상승하고있다. 저출산의원인은저출산국가들의사회경제제도의공통적특징으로부터어느정도짐작할수있다. 저출산국가들은전형적으로대가족제도, 유교적전통등이과거부터강하게존재하여여성의경제및사회활동이활발하지않은국가들이었다는공통점을가진다. 그와동시에최근수십년간경제성장과더불어여성의학력수준이비약적으로향상되었으며여성의경제활동도크게증가하였다는공통점을가지고있다. 4) 즉, 젊은여성들은이전세대에비 4) 다음의표는출산율이높은국가와낮은국가의 25~29 세여성고용률 ( 취업자 / 민간인구 ) 비율을대비한것이다. 현재의저출산율국가는과거에는젊은여성의고용률이낮았으며, 근년에급속히상승하였다는공통점을가진다. < 표 > 저출산국가의 25~29 세여성고용률추이 ( 단위 : %) 출산율 25~29세여성고용률 25~29세여성고용률출산율 프랑스 이탈리아 독일 스페인 미국 일본 스웨덴 한국 주 : 유럽의경우실업률이제도적영향으로높으므로경제활동참가율보다고용률을이용하 여비교하였음. 출산율은 2005년기준임. 자료 : OECD, Stat-OECD, 2008.

10 제 1 장연구의필요성및목적 5 하여전혀다른인생의목표와계획을가지고있으나그들이사는사회는이전세대와다르지않다는것이다. 5) 따라서저출산은젊은여성들의경제활동에대한욕구와이를뒷받침하지못하는사회경제적제도사이의괴리 ( the gap between women s aspirations and social values ) 에연유하는것으로일반적으로받아들여지고있다. 6) 우리나라에서도사정은다르지않다. 우리나라출산율하락의원인에대해서는다양한논의가있지만다음의 [ 그림 1-1] 은그원인이경제활동과관련이있음을시사한다. 그림에서보는바와같이합계출산율의하락시기는출산이왕성한연령대여성의경제활동증가의시기와정확하게일치한다. 1980년중반에는경제활동증가와더불어출산율이하락하였으며, 1980년대말 ~1990년대초에는 20대후반여성경제활동참가율증가세둔화와더불어합계출산율도하락을멈추었으나, 1990년대이후에는경제활동참가율의급속한상승과함께합계출산율도다시급속히하락하였다. 같은기간동안미혼및기혼여성의연령별경제활동참가율은 25~29세기혼여성의경활참가율상승외에는거의변화가없었다 ( 부록의부도 2 참조 ). 7) 이와같은통계로부터유추할수있듯이우리나라의 25~34세여성경제활동참가율의상승은미혼여성비율이증가하였기때문이다. 따라서당연히출산율하락을동반하였다. 25~29세기혼여성의경제활동참가율은상승하였으나이는해당연령대여성경제활동참가율의약 1/3만을설명할따름이다. 이와같은경향은이웃나라인 5) 우리나라에서도여성의경제활동양상은출생연도에따라그이전과크게다르다. < 부록 > 의 [ 부도 1] 은 1965 년생과 1975 년생의연령별경제활동참가율변화양상을비교하고있는데, 10 년이라는기간동안이러한폭의변화가나타나는것은국제비교에의한다면매우이례적이다. 6) 긍정적으로해석한다면동아시아국가들의저출산현상은성공적인경제성장, 여성에대한교육투자확대, 여성의권익향상등의성공으로인한부작용 (curse of the success) 인측면이많다. 동아시아국가들의정책적실패를지적한다면이러한정책들의결과로발생한여성의가정과직장의병립문제를해결하지못한것이다. 7) 통계를간략히소개한다면, 1995~2005 년기간동안 25~29 세여성경제활동참가율 ( 경활률 ) 은 58.6% 에서 72.4% 로 13.7%p, 30~24 세는 49.3% 에서 53.6% 로 4.3%p 증가하였다. 기혼여성경활률은 25~29 세는 33.6% 에서 42.8% 로 9.2%p 증가하였으나, 30~34 세는 45.2% 에서 44.3% 로거의변화가없었으며, 미혼여성경활률역시각각 84.0% 에서 84.3%, 80.7% 에서 80.2% 로큰변화가없었다. 25~29 세중미혼여성비율은 49.7% 에서 71.3% 로증가하였다. 여성경활률증가의대부분 (66.4%) 은미혼여성의비율증가에의하여이루어진것이다.

11 6 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 [ 그림 1-1] 25~29 세및 30~34 세여성의경제활동참가율과합계출산율추이 (1985~2007년) 경제활동참가율, % 합계출산율 세 세합계출산율 자료 : 통계청, 경제활동인구조사, 각년도및 인구동태조사 자료. 일본에서도다르지않으며, 다른저출산율국가에서도공통적이다. 8) 그러나미국에서는유자녀여성의경제활동참가율이 1960년대이후크게상승하였으며, 여성경제활동의증가에도불구하고출산율도하락하지않았다. 9) 이와같이추세적으로혹은국제비교에서출산율하락은여성의고학력화및노동시장에서의기회확대가가장중요한원인인것으로지적되고있으며, 이에따라대응대책에서도가정과직장생활의병립을위한노동시장정책들이중시되고있다. 반면, 우리나라에서는출산율하락의원인으로교육비및주택비용, 보육등육아비용이보다중요한것으 8) 일본의경우유자녀기혼여성중취업자 (working mothers) 비율은 1992~2002 년기간동안 25~29 세에서는 20.1% 에서 21.2%, 30~34 세는 36.7% 에서 30.2%, 35~39 세는 53.6% 에서 46.7% 로거의증가하지않았다. 9) 미국의기혼여성경제활동참가율은 1975 년 44.4%, 1985 년 54.2%, 1994 년 60.6% 이다. 6 세미만자녀가있는기혼여성의경제활동참가율을보더라도같은연도동안 36.7%, 53.4%, 61.7% 로크게상승하였다 (Hotz et al.[1997], p.291, Table 4.).

12 제 1 장연구의필요성및목적 7 로인식되고있으며, 상대적으로여성노동시장기회비용에대한고려는적은편이다. 이에따라정책대응방향도보육지원등육아와관련된지원이중심이되고있다. 기혼여성을대상으로한설문조사에서교육비등육아와관련한사항이보다빈번하게지적되는것은기혼여성의경우이미자녀가있거나출산의계획을가지고있기때문에출산의결정이이루어진상태에서는육아에대한지원을요구하기때문이라고해석된다. 10) 그러나출산율의하락은가임기여성들이혼인과출산을연기하고있기때문에발생하는현상이다. 그러므로출산율하락추세를역전시키기위해서는혼인이전의상태에있는여성들이당면하는직장경력과출산에따른기회비용을분석할필요가있다. 과거에는출산율하락현상이인구학에서주로분석되었으며, 출산경력에는일종의모멘텀이작용하므로출산의결정에는혼인과성생활, 출산에관련된사회경제적인환경이중요한요인인것으로인식되었다. 11) 그러나출산율하락현상이경제학의분석틀에서다루어지기시작한이후에는경제적요인이출산율을결정하는가장중요한요인이라는주장이받아들여지고있다 (Becker[1960, 1981]; Becker and Lewis[1973]; Willis[1973]). 초기의연구에서는출산율하락을여성의경제활동증가및임금상승에따른선호체계의변화에따른결과로파악하였으며, 생애취업경력및생애임금곡선이출산율에어떠한영향을미치는가에대하여정밀하게분석하지는않았다. Becker(1960) 의자녀의수와질의선택이론 (quantity-quality choice theory) 에따르면, 부모의선호체계가바뀌지않는한, 소득상승에따라자녀에대한지출은계속증가하지만출산율은계속하락한다. 그러나스웨덴과미국, 다른선진국들에서도출산율이하락이후상승하는경향이경험적으로발견됨에따라이후의연 10) 기혼부인을대상으로한서베이결과에의하면, 아이를낳기위해필요한정책적지원 에대한응답은 자녀양육비지원 84.5%, 보육시설확충 7.4%, 방과후아동보육시설확충 4.5%, 그리고 출산지원금지급 2.1% 였다. 결혼을늦게하거나하지않는이유 는 독신의삶을즐기려는경향이늘어나서 29.9%, 직장을구하지못하거나안정된직장을가지기어려워서 18.6%, 결혼에따른각종의무와역할이부담스러워서 14.8%, 꼭결혼해야한다는생각이약해져서 12.7% 순이었다 ( 김승권외 [2006]; 보건사회연구원, 2006 년출산력조사, p.63, p.83). 11) 이에대한자세한설명은제 2 절참조.

13 8 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 구에서는출산에영향을미치는파라미터들의변화가구체적으로출산행태에어떠한영향을미치는가가분석의대상이되었다. 12) 물론이러한경향에는각정부가저출산문제에대한대응에본격적으로나섬에따라정책방향을결정해야할필요성이있었기때문이라는이유도있다. 출산율하락의원인을분석하기위해서는매우복잡한분석모형이필요하다. 출산의결정자체가생애경력 (lifecycle) 상에서의의사결정이므로생애전체를고려하는동태적최적화 (dynamic optimization) 모형을구축하여야하며, 개별경제주체의미래에대한예측형성과정과불확실성 (uncertainty), 각개인의이질성 (heterogeneity) 을고려해야하므로첨단미시경제학의거의모든요소가이문제의분석에요구된다고할수있다. 출산율문제의이러한성격때문에어떤연구들은출산율하락의원인분석보다방법론개발에오히려더욱치중하는경향을보이기도한다. 그러나출산율하락에대한정책적대응이필요하다는컨센서스가있다면, 그리고출산율의하락이경제적요인에의하여일어난현상으로인식하고경제정책으로대응하기로한다면, 필요한과제는출산에따른비용들이어떻게구성되어있으며어떠한정책으로그비용을낮출수있는가에대해서분석하는것이다. 출산율제고를위한정책들의리스트는일반적으로 1 보육 (childcare) 에대한지원, 2 교육비 주택비등양육비용의감소, 3 출산ㆍ육아휴가등여성노동시장활동에대한지원, 4 자녀양육의시간비용을경감하기위한근로시간과출퇴근시간의단축등이다. 그러므로구체적으로어떠한정책을취할것인가를결정하기위해서는이러한비용들을추정하고, 이러한비용들이출산율에어떻게영향을미치고있으며, 이비용들을어떤정책으로얼마만큼낮출수있으며, 이를위해서얼마만한예산이소요되는가를분석하여야한다. 이러한이유로인하여본연구에서는출산에따른잠재비용 (shadow cost) 을추정하는것을연구의기본목표로하였다. 출산의잠재비용을계산하여제시하는것은출산율의하락을설명하는가장구체적인방법 12) 미국의출산율은 1980 년대중반에는 1.8 수준이었으나 2000 년대에는 2.0 이상으로상승하였다.

14 제 1 장연구의필요성및목적 9 이며, 출산에따른여성의노동시장기회비용을명시적으로파악할수있는방법이된다. 이에따라본연구에서는 Walker(1995) 의모형을토대로우리나라의통계자료를이용하여학력, 취업여부등에따른출산의잠재비용을시기별로계산하여제시하였다. 이러한방법은출산의최적시기결정의해를제시하지못한다는약점이있다. 그러나반대로산술적해 (closed form solution) 를제시하는모형을구축하기위해서는불가피하게모형이단순화되어야하고이과정에서정작정책적으로중요한여성노동시장활동의영향을충분히고려할수없다는문제가발생한다. 따라서필자는잠재비용의계산이오히려정책적의미가크다고판단하여동태적최적화모형을구축하는대신생애효용최대화모형을통해잠재비용이어떻게변화하였는지를분석하였다. 본고의구성은다음과같다. 제2장에서는본연구에서사용한연구방법을설명하기위하여국내외의출산율에대한연구문헌을분석한다. 특히국내의연구문헌의추이와결과를설명하고, 본연구와같은출산의잠재비용분석이요구되는이유를설명할것이다. 제3장에서는출산의잠재비용 (shadow cost) 식을도출하기위하여미래에대한불확실성이없는생애효용최대화 (lifecycle utility maximization model) 모형을소개한다. 제4장에서는실증분석으로서본연구가사용하는 2006년출산력조사 자료를분석하고, 출산의잠재비용산출에필요한파라미터와산출비용을코호트별및학력별로도출한다. 제5장에서는제4 장에서도출된결과의함의를설명하기위하여민감도분석을시행하며, 이를토대로본연구의분석결과의정책적함의를설명한다.

15 제 2 장연구문헌분석 보편적으로출산력 ( 出産歷 ) 데이터에서는혼인연령과출산간격 ( 혼인과첫출산, 첫째와둘째출산사이의간격등 ), 그리고출산의횟수사이에는강한상관관계가관찰된다. 즉, 혼인연령이낮을수록이후의출산간격은짧으며, 전체자녀수도많은것으로나타난다. 이러한관찰로부터출산력에는강한모멘텀이존재하는것으로인식되었다. 즉, 혼인이빠를수록첫출산이이르게되고이는다산 ( 多産 ) 을결과하므로혼인과출산, 자녀수사이에는전자가후자를유발 (cause) 하는관계가존재한다는것이다. 이러한인식에따라과거의인구학문헌 13) 에서는출산력에는 fertility engine 이작용하는것으로해석되었다. 이러한모멘텀은국내의연구에서도확인된바있다. 14) 13) L. Coombs and R. Freedman, Premarital Pregnancy, Childspacing and Later Economic Achievement, Population Studies 24, 1970, pp.89~412; L. Bumpass, R. Rindfuss, and R. Janosik, Age and Marital Status at First Birth and the Pace of Subsequent Fertility, Demography 12, 1978, pp.75~86; F. Finnas and J. Hoem, Starting Age and Subsequent Birth Intervals in Cohabitational Unoins in Current Danish Cohorts, 1975, Demography 17, 1980, pp.275~295; J. Hoem and R. Selmer, The Negligible Influence of Premarital Cohabitation on Marital Fertility and Current Danish Cohort, 1975, Demography 21, 1984, pp.193~206. Heckman, Hotz, and Walker(1985), p.179 로부터인용. 14) 이삼식외 (2005) 는 2005 년전국결혼및출산동향조사 ( 보건사회연구원 ) 자료를이용하여결혼에서첫출산까지의간격의결정요인을헤저드모형으로분석하였다. 그결과, 1% 유의수준에서통계적으로유의한설명변수로는혼인연령 (-), 자연유산경험 (-), 인공유산경험 (+) 이었으며, 학력, 결혼전취업및결혼후취업경험은통계적유의성이없는것으로나타났다 (p.162, 표 7-5). 이러한결과는출산경력이혼인등출산과관련된이전의경험에의하여결정된다는가설을지지하는것으로서기

16 제 2 장연구문헌분석 11 fertility engine 의해석에따르면, 혼인과그이후의출산경력은전자의상태에따라후자가달라지는경향을보이는상태의존성 (state dependence) 을가지며, 출산율결정에대한분석에서는최초이벤트 ( 혼인혹은첫출산 ) 의시기를결정하는청년기의행태 (early behavior) 와이를결정하는사회경제적인요인이가장중요한연구대상이된다. 15) 그러나 Heckman, Hotz, and Walker(1985) 는출산에대한헤저드모형분석에서개인별차이인이질성 (heterogeneity) 을비계수적인방법 (nonparametric method, NPMLE) 으로고려할경우상태의존성 (state dependency) 은사라짐을보였다. 이러한결론은출산은혼인이나이전의출산경력과같은과거의경력에의하여결정되는것이아니라각개인이처한출산에관련된사회경제적요인들에의하여결정됨을의미한다. 이연구결과는다음과같은시사점을가진다. 첫째, 개인의이질성을고려할때 fertility engine 은존재하지않는다. 출산에관한행태를결정하는요인은개인별로고유한요인이지과거의출산에관련한행태경력이라고볼수는없다. 둘째, 출산에관한경력은개인적인요인에의하여동시에결정되므로각사상 (event) 의개별적인이행과정을따로추정하기보다는개인의출산에관련된결과전체 ( 혼인, 첫출산, 출산간의간격, 전체출산횟수 ) 를동시에분석할필요가있다. 그러나그들의연구에서는출산에관련한행태를결정하는개인적인요인들이어떠한요인들인가에대해서는분석하지않았다. 이후의후속연구인 Heckman and Walker (1990, 1991) 에서는이러한요인이여성의임금등노동시장변수임을보였다. 후속연구들에대하여논의하기이전에후자의시사점에대하여부연설명한다면이시사점은출산행태에대한생애주기 (lifecycle) 모형이제시하는바와동일한것이다. 여성의노동공급분석의중요한결론은여성의노동공급에서는각기간의노동공급이가지는대체성 (intertemporal substitution) 이중요한결정요인이므로각기간의노동공급은생애주기 (lifecycle) 모형에서분석하여야하며횡단면적으로분석한다면 본적으로출산에관한 fertility engine 견해를지지하는것이다. 15) G. Rodriguesz et al., A Comparative Analysis of the Determinants of Birth Intervals, Comparative Studies, No. 30, London: World Fertility Survey, 1984.

17 12 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 편의 (bias) 가발생한다는것이다. 예를들어, 현재의여성노동공급을결정하는중요한요소는현재의임금수준이아니라생애전체의임금수준과대비한현재의임금수준이된다. 그러므로생애를고려하지않은현재의임금수준과노동공급의비교는편의를가져오게된다 (Heckman and MaCurdy[1980]). 이와마찬가지로여성의출산행태역시생애주기 (lifecycle) 에서결정되는것이므로출산행태분석에서도정태적분석보다는여성의일생에걸친생애주기 (lifecycle) 의사결정모형으로접근할필요가있다. 16) 즉, 어떠한변화들은여성의총출산수 ( 완결출산율 ) 는변화시키지않고출산시기에만영향을미치게되어합계출산율만변화시키는효과를가져온다. 따라서각파라미터변화의출산율에대한영향은생애주기 (lifecycle) 모형을통해서만분석할수있다는것이다. 그하나의함의는첫출산에대한분석이대상으로하여야하는기간은가임시기부터첫출산까지의기간이며혼인이후첫출산까지의기간으로하여서는안된다는것이다. 왜냐하면혼인과출산은동시에결정되는것이기때문에혼인이후첫출산까지의기간을분석한결과는첫출산시기에대한예측력이매우약할수밖에없다. 왜냐하면소득, 임금등출산의시기에영향을미치는변수들은혼인의시기에도역시영향을미치기때문이다. 반면, 가임시기는생물학적요인에의하여결정되기때문에외생변수에속한다. 17) 출산에관한생애주기 (lifecycle) 모형은일반적으로생애에걸친다음의네가지의행태결정모형의요소를갖출것이요구된다. 그행태들은 1 소비행태, 2 노동공급행태, 3 인적자본투자및축적행태, 그리고 4 확률적요소를포함한출산행태이다. 18) 출산은시점의선택이므로최적중단시점결정문제 (optimal stopping problem) 로귀착되며자연스럽게헤저드모형이적용되었다. 그러나출산의분석에서헤저드모형은뒤에서설명하는나름의약점을가지고있기때문에정책적분석에크게유용하지않다는문제점이있다. 출산시점선택에대하여헤저드모형분석을적용한 Heckman and Walker 16) Rosenzweig and Schultz(1985), Rosenzweig(1999), Schultz(1994) 등. 17) 일반적으로가임시기는여성이 13 세가되는시점이다. 18) Hotz, Klerman, and Willis(1997), p.308.

18 제 2 장연구문헌분석 13 (1990, 1991) 의연구는 1981 Swedish Fertility Survey 데이터를이용하여스웨덴의출산율행태변화를분석하였으며, 동일한분석방법을적용한국내연구로는김현숙 류덕현 민희철 (2006) 이있다. 헤저드모형분석이정책적시사점도출에유용하지않은이유는헤저드모형이축약식 (reduced form equation) 추정을위한모형이라는점과설명변수의수가제한된다는점에연유하는데, 이는근본적으로헤저드모형의계량경제학적구조에서비롯된다. 그구조적한계의내용을설명하자면매우복잡하지만다음과같다. 헤저드모형에서추정치가일치성을가지기위해서는각개인의모든출산을포함하는전체경력이동시에추정되어야한다. 이를수식으로정리하자면, 가임시점 (13세) 을, 첫째출산시점을, 둘째출산시점을 등으로표현하고마지막출산시점을 로표현하며각각의지속기간 (duration) 을확률변수인 로표현한다. 예를들어, 가임 ( ) 과첫출산 ( ) 사이의기간은확률변수 이된다. 가 인시점에서의조건부헤저드함수는 으로주어진다. 여기에서 는 시점에서의정보의집합이다. 조건부헤저드함수가위와같이주어졌을경우생존함수 (survivor function) 는조건부생존함수를적분한함수로주어지므로, 19) 그러므로지속기간 (duration) 의확률밀도함수 (probability density function) 는다음과같다. 따라서출산에관련된모든경력 ( ) 의결합확률밀도 (joint probability density) 함수는모든정보의집합이 이므로다음과같다. 19) 이하에서제시되는헤저드모형에대한자세한설명은 Heckman and Walker(1990), pp.1413~1417; Heckman and Walker(1991), pp.5~17 참조.

19 14 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 그리고개인의이질성 (heterogeneity) 파라미터를 로나타내고그분포함수를 로표기한다면, 확률변수 ( ) 의결합확률밀도함수는다음과같다. 그러므로헤저드모형의추정을위해서는출산에관련된모든경력이동시적으로추정되어야한다. 그러나모든출산경력의동시적추정은매우복잡할뿐만아니라출산의전체경력에대한정보를포함한통계자료가있어야하므로매우충족하기힘든조건이된다. 만약출산경력이완료된여성의출산경력만을추정할수있다면, 예를들어 45세이상의여성들의출산행태만을분석할수있는데그들의출산활동이가장활발하였던연령이 30세전후라고하였을때, 15년전혹은그이전의출산행태만분석할수있다는문제가발생한다. Heckman and Walker (1990, 1991) 의분석에서사용한 1981 Swedish Fertility Survey 는 1936년생부터 1955년생까지를포함하고있는데, 출산경력이종료된여성들로국한한다면 1940년이전출생자, 즉약 3,000명의전체관측치중약 500개의관측치만이용할수밖에없다는의미가된다. 따라서전체출산경력을동시에추정하여야한다는조건은매우강한제약조건이다. 20) 따라서추정과정의단순화와표본이용의효율성을위해서는결합확률밀도함수의형태와는달리전체의출산경력보다는출산경력의일부 ( 첫출산등 ) 로추정을국한할필요가있는데 (piecemeal estimation), 이는다음과같은매우제한적인가정하에서만가능하다. 예를들어, 첫출산 ( ) 만을추정하면서도그추정치가일치성 (consistency) 을가지기위해서는각시점에서의정보의집합이모두같아야하며, 이질성파라미터 ( ) 의분포는정보의집합 와확률적으로독립이어야한다. 21) 이밖에센서링 (censoring) 이없어야한 20) 1981 Swedish Fertility Survey 의설명에대해서는부록참조.

20 제 2 장연구문헌분석 15 다는조건등이추가된다. 22) 이러한제약조건과모형의복잡성으로말미암아 Heckman and Walker(1990, 1991) 의헤저드모형은매우간단한형태의설명변수만을고려하였다. 23) 구체적으로그들의분석에서사용된설명변수는 1 남편의소득, 2 여성의임금수준, 3 도시거주여부, 4 화이트칼라더미였으며, 추정결과에서는여성임금의영향이가장큰것으로나타났으며, 특히첫출산에미치는영향이큰것으로나타났다. 도시거주여부는통계적유의성을가지지못하였으며, 화이트칼라더미역시첫출산을연장하는효과만을가지는것으로나타났다. 여성임금이 12% 상승하는효과에대한시뮬레이션결과는첫출산시기를 5개월, 첫째-둘째출산기간을 3개월, 둘째-셋째출산기간을 1개월연장하는것으로나타나첫출산의시기에미치는영향이가장큰것으로나타났으며, 전체적으로합계출산율을 0.2명만큼하락시키는효과를가지는것으로추정되었다. 그들의연구의의의는구체적인경제적변수들인여성임금과배우자소득이출산행태에미치는영향을실증적으로보인데에있다. Heckman and Walker(1990, 1991) 의헤저드분석을적용한국내연구로는김현숙ㆍ류덕현ㆍ민희철 (2006, 제Ⅳ장 ) 의연구가있다. 그들이연구에서사용한방법론은 Heckman-Walker(1990) 와동일하며, 정밀한추정을위하여이질성을고려한비계수헤저드모형 (nonparametric hazard model) 을추정하였다. 그러나추정대상은여성의가임기 (13세) 부터첫출산까지의기간이아닌결혼이후첫출산까지의기간 과첫출산이후둘째출산까지의기간 으로하였다. 24) 결혼은내생변수이기때 21) 즉, 설명변수로사용되는변수들은시간에따라변화하지않아야 (time-invariant) 한다. 22) 자세한설명은 Heckman and Walker(1990), p.1416, Theorem 참조. 23) 이로인하여헤저드모형은여성의출산율에영향을미치는 lifecycle 에걸친변수들의변화의영향을반영할수없으며지극히간단한한두개의값만을반영할수밖에없다는한계를가진다 (Hotz et al.[1997], p.337). 이러한한계는정책분석에헤저드모형을적용하기어렵게하는요인이된다. 24) 김현숙 류덕현 민희철 (2006) 에서는자료의제약 ( 2003 년출산력조사 ) 으로마지막출산의시점만을알수있었으므로실제의분석에적용된기간은첫출산부터둘째출산이아닌마지막출산까지의기간이다. 그러나대부분 (2,367/2,908) 의경우에서는둘째출산이마지막출산이었으므로마지막출산은둘째출산을의미한다 (p.65, 표 IV-1).

21 16 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 문에결혼의시점에대한분석없이결혼후첫출산까지의기간을분석한것은분석의의미를반감시키는것이며심각한오류다. 또한경험적으로도우리나라에서결혼과첫출산사이의기간은별로연장되지않았다. 우리나라에서출산율이하락한것은결혼과출산연령상승의결과이지결혼과첫출산사이의기간이연장되었기때문은아니다. 국내의기존연구문헌들도초산연령의상승을출산율하락의가장중요한부분인것으로분석하고있다 ( 김현숙ㆍ류덕현ㆍ민희철 [2006], p.59, 주 19; 전광희 [2002]). 김현숙ㆍ류덕현ㆍ민희철 (2006) 에서는보건사회연구원의 2003년출산력조사 자료를이용하여 1960~64년생 ( 코호트 1), 1965~69년생 ( 코호트 2), 1970~74년생 ( 코호트 3), 1975~79년생 ( 코호트 4) 의출산행태의변화를분석하였다. 결혼후첫출산까지의기간은 75% 의여성이첫출산을완료하는시점을기준으로할때, 코호트 1의 17개월로부터코호트 4 에서는 26개월로연장되었다고설명하고있다 (p.65). 그러나 75% 가아닌 50% 여성의출산완료기간을기준으로한다면코호트 1과 4 사이의기간연장은대략 1~2개월에불과하여변화가거의없다 (p.66, 그림 Ⅳ-1). 그들이사용한설명변수는남성월급여총액, 여성시간당임금, 대도시거주여부가중요한변수들이며다른설명변수들도사용되었으나통계적유의성은없었다. 그들의연구결과에서도 Heckman and Walker(1990, 1991) 와같이통계적유의성이가장높은설명변수는여성의임금수준이었다. 25) 여성의시간당임금 20% 증가는결혼후첫출산의간격을중위시점을기준으로한다면 14.5개월에서 15.5개월로약 1개월연장하는효과를가진다. 그들의연구결과에의하면, 결혼이후첫출산까지의이행기간을결정하는가장중요한요인은여성의임금수준이며또한대부분의변화는여성의임금수준상승에의하여설명된다. 여성임금이거의유일한결정요인으로추정된것은분석에사용된다른설명변수들의통계적유의성이거의없었음으로인한결과이다. 그리고다른다양한변수들을사용하지못한것은헤저드모형자체가복잡하여많은제약을부과할수밖에없기때문이다. 요약한다면김현숙ㆍ류덕현ㆍ민희 25) 김현숙ㆍ류덕현ㆍ민희철 (2006), p.73, < 표 Ⅳ-4>.

22 제 2 장연구문헌분석 17 철 (2006) 은 Heckman and Walker(1990) 와동일한모형을적용하여유사한결과를얻었다. 그러나분석대상은 Heckman and Walker(1990) 와달리결혼과첫출산의기간이었으므로그들의결론이출산율하락의설명에직접적으로적용된다고주장할수는없다는문제점이있다. 앞서설명한헤저드모형의약점중의하나는생애주기 (lifecycle) 에걸친파라미터값의변화가출산율에미치는영향을쉽게판단할수없다는것이다. 이러한약점은기본적으로헤저드모형은축약식 (reduced form) 추정모형이며또한그추정방법이복잡하다는데에서발생한다. 26) 헤저드모형을이용한 Heckman and Walker(1990, 1991) 의추정결과에서여성임금변수의효과가통계적으로유의하게나타난것을두고출산율하락이여성임금상승에의하여초래되었다고설명한다면이는잘못된해석이다. 그들은헤저드모형에서모형추정의용이성때문에여성임금변수만을사용한것이다. 여성임금은그들의분석에서사용된유일한노동시장변수이므로여성임금의통계적유의성은여성임금과상관된변수들이출산율에통계적으로유의한영향을미친다는것으로종합적으로해석하여야한다. 27) 교육비 보육비등양육비용과관련된변수들은헤저드모형에서는설명변수로사용되지않았지만이는추정의용이성을위하여생략된것이며이러한변수들이출산시기결정에미치는영향이없다고할수는없다. 반면, 생애 (lifecycle) 효용함수를이용하여구조식을추정할경우에는출산시기결정의잠재비용 (shadow cost) 을명백한형태로얻을수있다 (Walker[1995] 등 ). 따라서여성의노동시장경력단절에따른인적자본손실에의한출산의기회비용증가등일정한파라미터값의변화에대응한각시점의출산비용을비교하기가용이하다는장점이있다. 구조식의추정에서는출산의잠재비용추정이핵심적인부분이된다. 따라서구조식의추정은실질적으로는출산의잠재비용변화에대한추정으 26) Hotz et al.(1997). 27) 그러므로 Heckman and Walker(1990, 1991) 의추정결과에서여성임금이첫출산시기를늦추는것으로추정된결과를출산율제고를위해서는여성임금의상승을억제해야한다는결과로해석해서는안된다. 그결과는여성노동시장변수가출산에중요한영향을끼치므로출산율의상승을위해서는노동시장정책에서의대응이필요하다는결과로해석해야한다.

23 18 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 로귀착되며, 여기에서는출산이잠재비용과생애효용의비교에의하여결정됨을전제로하고있다. 구조식추정의약점은출산시기가명시적인형태 (closed form) 로유도되지않는다는것이다. 이문제점을해결하기위해서는 Bellman의 backward recursion 방법을사용하여생애효용함수를최대화하는출산시점을직접계산하는방법이사용된다. Wolpin(1984), Hotz and Miller (1993), Hotz, Miller, Sanders, and Smith(1994) 가이러한방법을채택한연구들이며, 국내의연구로서조윤영 (2006) 이있다. 그러나이러한연구들은공통적인약점을가지고있다. 그것은복잡한추정과정속에서모형의해를얻기위해서요구되는모형설정 (specification) 의단순화요구로부터비롯되는것으로서여성노동시장의다양한개별적인파라미터변화가출산율에미치는영향을추정하지못한다는것이다. Wolpin(1984) 모형은계산가능한모형을도출하기위하여모형을매우단순화하였으므로인적자본축적의동태적방정식, 저축과대출의가능성, 각가정의선호의이질성등은고려하지않았다. 특히여성노동시장조건의출산에대한영향을측정하는데있어서결정적인요인이되는인적자본축적의동태적변화를반영할수없다는점은큰약점이다. 이러한약점은, 모형의해를도출하는 backward recursion 과정을단순하게하기위해서는모형에시간적분리성 (time separability) 이요구되므로이를충족하기위한제약을추가하는데에서비롯된다. 조윤영 (2006) 은 Wolpin(1984) 과구조적으로유사한모형을추정하였다. 반면, 추정의대상은역시결혼이후첫출산까지의기간으로하였다. 앞서지적한바와같이결혼시점역시여성의출산경력결정에의하여내생적으로결정되는변수이므로출산율하락과는연관성이오히려작은변수를추정대상으로하여분석하였다는문제점을가진다. 28) 연구의범위가기혼여성의출산행위라고하더라도데이터에포함되는기준 ( 혼인 ) 자체 28) 국내연구들의경우거의모든연구가가임시기 (13 세 ) 이후첫출산시기까지의기간결정이아닌혼인이후첫출산까지의결정을추정대상으로하고있다 ( 이삼식외 [2005], 김현숙ㆍ류덕현ㆍ민희철 [2006], 조윤영 [2006] 등 ). 그러나이러한기간설정이부적절하다는것은출산경력에대한생애효용최대화모형의가장중요한함의점중의하나이다. 반면, 여성의가임기간은결혼에의하여결정되는것이아니라생물학적으로결정되는것이기때문에외생변수이다.

24 제 2 장연구문헌분석 19 가내생적이므로추정과정에서는혼인을외생변수로할수는없다. 조윤영 (2006) 의모형에서개인의목적함수는결혼 이후생애마지막연도 까지의생애효용이며, 통제변수는소비, 출산, 자녀에대한시간적투자 와물질적투자, 그리고노동공급 이다. 생애효용함수는다음과같다., 여기에서 는자녀의수를나타내는변수로서 이며, 는 에서의출산여부를나타내는더미이다. 는자녀의 질 을나타내는변수로서자녀에대한물질적투자 ( ) 와시간적투자 의함수로결정된다 ( 즉, ). 여성의임금수준은개인의특성변수 29) 들에의하여결정되며, 전기 ( ) 시점의임금수준과 AR(1) 의상관관계를가진다. 30) 여성의임금은여성이일하고있을경우에만관측되는잠재변수로설정되었으며 ( ), 전기의임금수준과 AR(1) 의관계를가질뿐여성의근로경력 (work history) 과는무관하게설정된다. 이러한설정은 (specification) 은이모형의중요한약점이다. 여성이결혼과출산을미루는주원인이노동시장경력의단절로인한계속근로의가능성과인적자본축적의손실, 다르게표현하여직장안정성의상실임에도불구하고모형에서는임금수준이노동시장경력과는무관하게설정되므로노동시장경력의단절로인한출산비용은존재하지않게된다. 따라서이러한설정은그자체로서출산에대한여성노동시장의영향을과소평가하게하며다른요인들의영향은과대평가되도록하는편의 (bias) 를생산한다. 이러한결과들은모형의해를도출할수있게하기위하여모형을단순화하는과정에서발생하는부작용이라고할수있다. 조윤영 (2006) 은추정과정에서는 1998~2003년의 6년간에걸친한국노동패널 (KLIPS) 데이터를이용하여 452개관측치를사용하였다. 그러나 KLIPS 자료의경우현재 9년간의패널자료만이이용가능한데비하여, 29) 구체적으로는연령, 연령의제곱값, 학력변수가포함된다. 30) 즉, 이다.

25 20 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 생애주기에있어서출산은적어도 20~40세의장기간에걸쳐이루어지는행위이기때문에짧은패널로서는비교분석에의하여각요인의영향을측정할수없다는문제를가진다 (Rosenzweig[1999]). 31) 계수의추정은상태변수의공간을이산화 (discretization) 한다음 Bellman의 backward recursion에의하여각계수값에서의모멘트를시뮬레이션에의하여구하고이중데이터모멘트와가장근사한값을가지는계수값을선택함으로써이루어진다. 조윤영 (2006) 의추정치시뮬레이션결과를살펴보면, 32) 전반적으로출산율에대한정부정책의효과는과대추정된대신노동시장의효과는과소평가되어있다. 33) 이러한결과는모형의설정에서단순화를위하여취업의생애소득증가효과를생략한데에서연유하는결과이다. 혹은추정의대상을결혼이후첫출산까지의기간으로설정한데에서연유할수도있다. 전자는출산으로인한노동공급의감소가초래하는비용을충분히고려하지못한데에기인하며, 후자의경우에는결혼이란이미출산을할계획이있음을의미하는것이므로기혼여성의경우정부정책의효과가크게나타나기때문인것으로추정된다. 그러나구체적인효과는추정대상기간을최초출산시점으로재설정한이후에같은추정과정을반복해보아야알수있다. 이밖에출산율에관한동태적최적화 (dynamic optimization) 방법을채택한또다른연구인 Hotz and Miller(1993) 에서는 Wolpin(1984) 의계산상의복잡성을해결하기위하여다른방법론을제시하였다. 비계수적축약식을이용하여비관측이질성 (unobserved heterogeneity) 이존재하지않는다는등일정한조건하에서는미래의선택확률 (choice probability) 은비계수적추정치 (nonparametric estimates) 로대체될수있으며, 이경우 31) Rosenzweig(1999) 는미국의 AFDC 프로그램이혼외출산에미치는영향에대한분석에서짧은패널로는 AFDC 의파라미터변화가개인의생애주기에미치는영향을분석하는데한계가있음을지적하였다. 32) 조윤영 (2006), p.36, < 표 5-1>. 33) 일반적으로 GDP 의 1% 에해당하는출산지원지출증가는합계출산율을 0.1 명높일수있는것으로알려져있다 (OECD[2007b]). 그리고일본에서의연구결과들을살펴보면기존의지원정책들, 즉 9.5 년간월 1 만엔의아동수당, 1 년간임금 40% 를지불하는육아휴직등의효과는개별적으로합계출산율을 0.01~0.04 제고하는것으로평가되고있다. 그러나조윤영 (2006) 의추정치에서는약 1 조원의예산지출로합계출산율을 0.2~0.3 높일수있다는결과가제시되었다.

26 제 2 장연구문헌분석 21 추정치의계산은표준적인다중로짓모형의추정보다복잡하지않다고설명하였다. 그러나그들의연구에서도여성의노동시장경력은고려되지않고있다. 전반적으로출산율하락에대한국내의기존연구에서는출산율과여성노동시장간의관계를명확하게규명하지못하고있다. 초기의연구에속하는최경수 (2003, 2004) 에서도출산율하락요인은분석하지못하고있으며, 여성의고학력화와노동시장경력이유력한요인일것이라는추측을제시하고있을뿐이다. 이는여성의노동공급및출산의결정을생애주기 (lifecycle) 의관점에서분석하지않고정태적분석틀에의하여횡단면적으로접근한데에도기인한다. 여성의노동공급과마찬가지로출산결정역시생애주기 (lifecycle) 에서의의사결정의결과이다. 정태적분석보다생애주기를분석대상으로하여야한다는점은이미 1970년대부터알려진사실이다 (Rosenzweig and Schultz[1985]). 그러므로여성의노동공급을분석함에있어서생애주기가아닌정태적모형으로접근하는것은이론적으로오류이며잘못된추정치가도출된다는분석결과가출산결정의요인분석에서도적용된다 (Heckman and MaCurdy[1980]).

27 제 3 장출산의잠재비용분석을위한생애효용모형 본장에서는여성의출산결정에따른잠재비용을추정하기위한생애효용최대화 (lifecycle utility maximization) 모형을소개한다. 34) 수립된모형은일반적인형태의생애효용최대화모형이며평범한형태라고할수있다. 그러나잠재비용의추정을위해서는출산이이후생애 (lifecycle) 에걸쳐서어떠한영향을미치는가를분석할수있는최소한의틀이필요하며또한계수화 (parametrization) 역시필요하다. 본장의출산결정의생애효용최대화모형은이러한목적을달성하기위해서구축되었다. 일반적으로출산의생애경력모형은다음의네가지구성요소를갖추고있다. 35) 1 최적생애경력소비 2 생애노동공급 3 생애인적자원축적및투자 4 출산의결정네번째요소인출산의결정은확률적인형태로표시되기도한다. 출산을결정한다고하더라도출산은생리학적요인으로이루어지지않을수도있기때문에이러한불확실성을반영한다면확률적인형태로제시될필요가있다. 그러나본연구에서는모형의단순화를위하여확률적 34) Walker(1995), Hotz et al.(1997) 참조. 35) Hotz et al.(1997), p.310.

28 제 3 장출산의잠재비용분석을위한생애효용모형 23 요소를제거하였다. 이모형의분석틀은 1990년을전후한스웨덴의출산율변화를분석하기위하여설정된 Walker(1995) 의모형을원용하여단순화한것이다. 모형의단순화를위하여미래는완전히예측가능하다고가정하고 (perfect foresight), 선호체계의강한시간적분리성 (strong time separability), 완전한자본시장 (perfect capital market) 을가정한다. 육아의생산함수로는고정계수생산함수의형태를가정하여육아에는일정한시간과물질적투입이모두요구된다고가정한다. 각여성은생애에걸쳐소비재소비 ( ) 와자녀의수 ( ) 로부터효용을얻는다. 따라서생애에걸친효용함수는다음의식 (3-1) 과같으며, 각개인은각시점 에서이생애효용함수를최대화한다. 는생애효용이끝나는시점이다. 모형에서는역시단순화를위하여소비활동과노동시장활동이모두 시점에서종료되는것으로가정한다. (3-1) 여기에서 는미래효용의할인을위한할인율파라미터이며,, 는단조증가, 한계효용체감의일반적인가정을만족시키는형태의효용함수이다. 출산은 라는더미변수에의하여나타낸다. 즉, 는 시점에서출산이이루어지면 1, 아니면 0의값을가지는변수이다. 시점 의자녀수 는과거출산의합계이므로 혹은 로 표기된다. 모형에서효용함수는 Becker(1981) 의모형과달리자녀의질 (quality) 을나타내는항을포함하고있지않다. 즉, 자녀의수와각자녀에대한투자사이의교환관계 (trade-off relationship) 는고려하지않고있다. 본모형은사실상자녀수의결정은고려하지않으며출산시기선택을분석하는모형이다. 합계출산율이란현재의연령별출산율의합계이기때문에자녀의수의변화와출산시기의변화로그요인을분리하는것은출산행태가완전히종결되기전에는불가능하다. Walker(1995) 가분석한스웨덴의출산행태에서는, 완결출산율이 2.0명에서거의 100년간변화가없었기때문에완결출산율 ( 자녀의수 ) 은변화하지않으며

29 24 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 1980년대이후의합계출산율의등락은출산시기의변화에기인하였다고큰무리없이가정할수있었다. 우리나라의출산율추이에서도기혼여성의 1인당자녀수는크게변화하지않았기때문에 ( 표 4-1), 합계출산율의급격한하락에는출산시기의변화가중요한요인으로작용하였다고유추할수있다. 개인의시간제약에관한식은다음과같다. 개인의전체시간은 1이며, 이시간은근로 ( ) 혹은자녀양육 ( ) 에소요된다고가정한다 ( ). 그러므로근로하지않는시간은모두자녀의양육에지출되는시간이된다. 일반적인효용함수와달리모형에서는여가 (leisure) 의효용을고려하지않는데여가를효용함수에서제외함으로써여가는모형내에서결정될필요가없어진다. 이는모형을크게단순화한다. 자녀양육에필요한시간 은외생적으로결정된다고가정한다. 자녀양육시간은자녀가 세가될때까지필요하며자녀가 세이면 만큼소요된다고가정한다 ( ). 즉, (3-2) 그러므로 (3-3) 따라서모형에서는출산이결정되면이에따라양육에소요되는시간도자동적으로 의스케줄에따라결정되므로노동공급의스케줄도자동적으로결정된다. 그러므로출산의결정은출산이후노동공급의결정을수반하는것이다. 자녀의양육에소요되는물질적비용은 기에 세의자녀일경우 만큼소요된다고가정한다. 이에대한정부지원금은 이다. 여성의노동공급시간 ( ) 동안에는보육서비스를구매하여야하며 기에 세의자녀에게는 만큼의보육서비스가필요하다. 그러므로양육의물질적비용 ( ) 의스케줄은다음과같이주어진다.

30 제 3 장출산의잠재비용분석을위한생애효용모형 25 (3-4) 여성이출산하면이에따라자녀양육시간이필요하므로노동공급은그만큼줄어들게되고상실된임금만큼의기회비용이발생한다. 뿐만아니라여성은노동공급을중단혹은감소시킴으로인하여승진의지연등으로임금상승측면에서도손실을겪는다. 이러한손실은경제활동을하는기간동안평생지속되는성격을가진다. 출산에따른경력손실과이로인한임금상승지연에따른기회비용을출산의잠재비용으로반영하기위하여인적자본은누적근로시간에따라축적된다고가정하고임금은축적된인적자본에대한대여율로결정된다고가정한다. 즉, 개인의인적자본 ( ) 은근로의경험에따라식 (3-5) 에따라축적되며, (3-5) 시간당임금 ( ) 은인적자본의양 ( ) 과인적자본대여율 (rental rate, ) 에의하여결정된다고가정한다 ( ). 그러므로출산과보육에따른여성의노동공급감소는이후여성의평생임금소득을낮추는효과를가지며, 여성임금이높을수록, 노동공급중단에따른인적자본의소실이높을수록그리고출산이빠를수록출산에따른기회비용은증가한다. 즉, (3-6) 이성립한다. 자본시장은완전하여대출이자유롭다고가정하고 (perfect capital market), 할인율은 로표시한다. 근로소득 ( ) 에대한세율을, 소비재의가격을, 배우자소득의현재가치를 로표기하면, 개인의생애에걸친출산의결정은다음과같은생애효용의최대화에따라이루어진다. (3-7)

31 26 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 예산제약조건 : (3-8) 정의식 : (3-9) 각개인은미래에대한불확실성이없는상태에서위의생애효용함수를최대화하는평생의소비와출산의계획 ( ) 을결정한다. 라그랑지함수형태를설정하고 1계조건 (first order condition) 을구하면다음과같다., (3-10) (3-11) 여기에서 는예산제약조건의라그랑지승수 (Lagrangian multiplier) 로서부의한계효용파라미터이다. 는다음의식 (3-12) 와같이주어지는데이는출산 ( ) 의효용가치잠재비용 (shadow cost) 에해당한다. 예산제약조건에물질적비용 ( 식 3-4) 및시간비용 ( 식 3-3), 임금결정 ( 식 3-6) 과인적자본축적조건 ( 식 3-5) 을대입하면, 다음의식 (3-12) 가도출된다. 식에서모든임금변수 ( ) 에는세후소득률파라미터 ( ) 가추가되어야하지만본연구에서는조세의변화는고려하지않으므로식의단순화를위해서조세율은 0으로가정하여이항을제거하였다. 파라미터는 기출산, 세자녀에대한양육수당 (parental benefits) 이다. (3-12) 식 (3-11) 은 시점의출산이가져오는평생에걸친효용증가 ( ) 가출산의한계비용 ( ) 과같아야함을의미한다. 출산을한다면평생의나머지기간전체의효용은증가한다. 따라서효용을고려한다면출산시기가빠를수록생애의효용을크게증가시킨다. 반면,

32 제 3 장출산의잠재비용분석을위한생애효용모형 27 출산이빠를수록육아관련지출의현재가치로환산된비용은증가하고노동시장에서인적자본의축적손실에의한비용 ( ) 은증가한다. 보육기간중노동공급을하지못함으로인한임금손실의현재가치는여성의임금곡선과할인율의크기에따라결정된다. 개인의출산결정은이러한효용과비용의비교에의하여이루어지게된다. 식 (3-12) 에서둘째항 ( ) 은육아에대한물질적지출비용의현재가치이다. 시점에서의출산은 부터 시점까지추가적인비용을발생시킨다. 첫째항 ( ) 과셋째항 ( ) 은출산과육아의시간적비용의현재가치이며, 전자는출산에관련된소득상실의기회비용, 후자는인적자본축적기회상실의비용이다. 모형에서출산결정은생애효용최대화에의해이루어지므로 MaCurdy (1985) 등의생애효용최대화에대한일반적분석결과가이모형의분석에도그대로적용할수있다. 각개인은 시점에서평생에걸친출산의잠재비용스케줄 을고려하여출산을결정한다. 효용최대화 1계조건의식 (3-11) 에서 을 로표현한다면 시점과 시점의출산사이의시간적대체 (inter-temporal substitution) 관계는다음의식 (3-13) 과같이표현된다. (3-13) 식의좌변은출산의시기를 기에서 기로미루는데에대한한계효용의시간적대체율 (inter-temporal substitution rate) 이며, 우변은그한계비용의대체율 (marginal rate of substitution) 이다. 출산시기의결정은이러한한계조건에의하여결정된다. 생애소득은변하지않는다고가정하고 시점출산비용의 시점에대한비율이하락한다면 는일정한가운데식 (3-13) 의우변 ( ) 이감소한다. 좌변은 이므로, 좌변의 감소는식의분모의증가, 즉 의감소를의미한다. 즉, 생애소득은일정한가운데출산의잠재비용이연령에따라하락한다면출산의시기가연장되는결과를가져온다.

33 28 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 이모형에서 값은부의효과를나타내는파라미터이며구체적으로는일생에걸친소비수준에의하여결정된다 (, 식 (3-10)). 의하락, 즉일생에걸쳐서소비가증가하면출산은증가한다. 이는자녀의수 ( ) 가효용을증가시키는정상재 (normal good) 로설정된것에기인한결과이다. Becker(1960, 1981) 의 quality-quantity 모형에서는자녀의수 ( ) 와질적수준 ( ) 이모두효용함수의항으로포함되어있으며, Lucas(2002) 의경제성장과출산율에관한모형에서는후손이누리는효용수준이부모의효용함수에포함되는왕조적효용함수 (dynastic utility function) 를가정한다. 따라서자녀가정상재라고하더라도소득의상승이항상출산의증가를유도하지는않는다. 그러나현재의모형구조에서는자녀의수 ( ) 만이효용함수에포함되어있으므로소득상승은출산을증가 ( 완결출산율의상승 ) 시킨다. 만약자녀양육비용이상승한다면이는일생에걸친소비수준을떨어뜨리므로부의효과를통하여출산을감소시킨다. 출산잠재비용의기울기상승, 즉연령에따라출산의잠재비용이크게증가한다면이른시점에서의출산이보다경제적이되며출산연령은하락한다. 여성의임금은출산의잠재비용에서차지하는비중이높은중요한요소이다. 따라서여성임금이연령에따라빠르게상승한다면 ( 의상승 ) 늦은출산은기회비용의빠른상승을의미하므로시간적대체효과 (intertemporal substitution effect) 에의하여이른연령에서의출산이유리하게된다. 만약임금곡선의형태가절편이증가하는대신기울기가완만하게되는형태로변화한다면 (, ), 이는출산의시기를늦추는방향으로작용한다. 직관적으로설명한다면완만한임금곡선에서는절편에해당하는처음직장에진입하는시기의임금상승률이가장높다. 그러므로이시기에는양육보다는취업에종사하는것이보다유리하다. 임금상승률이낮다면일단직장에진입한이후늦게출산하더라도임금측면에서는손실이별로없는것이다. 이러한분석은학력간임금곡선의차이에도적용될수있다. 만약학력간임금곡선의차이가절편의차이이며기울기의차이는없다면소득효과외에시간적대체만을고려한다면학력수준을높여절편이상

34 제 3 장출산의잠재비용분석을위한생애효용모형 29 승하는시기가임금상승률이가장높은시기가된다. 따라서개인의입장에서는학력상승이후직장에정착하고난이후의시점에출산을하는것이유리하다. 반면, 만약학력격차에따른임금곡선의변화가절편은동일하나기울기만다를경우, 즉고졸여성과대졸여성의초임은같으나임금상승률이다른경우라면임금상승률이높은대졸여성은이른나이에출산을하고본격적인경력형성을하는것이임금이높은시기에출산활동으로직장을중단하는것보다유리하다. 반면, 임금상승률이낮은고졸여성으로서는출산을미룸으로써잃는것이작게된다. 임금상승률이높을수록출산이이른시점에서일어난다는모형의분석결과는소득상승률이높을수록출산을늦게한다는일반적인상식과는다른결과이다. 모형에서이러한결과가도출되는이유는모형에서는완전한자본시장 (perfect capital market) 의가정을채택하고있기때문이다. 불완전한자본시장을가정한다면, 빠른소득상승을기대하고있는가계는예산의제약이해소되는이후시점에서출산을하는것이유리하다 (Hotz et al.[1997], p.320). 36) 불완전자본시장가정을학력간임금격차에적용한다면, 고학력자가계의경우에는높은가계소득상승을기대하고있을것이므로출산을늦게할것이며, 저학력자가계에서는반대로출산을일찍하게될것이다. 불완전자본시장가정은가계소득구조의변화와양육비용상승의출산율에대한영향을분석하는데있어서는매우중요한요소가될것이다. 그러나본연구에서는여성노동시장에보다초점을맞추고있으므로완전자본시장가정을채택한다. 36) 본연구의모형에서도급속한임금곡선의상승은이른출산의인적자본축적손실비용 ( ) 을증가시킨다. 그러나그크기는근로소득상실기회비용 ( ) 보다작다.

35 제 4 장실증분석 제 1 절분석자료 본연구에서사용한여성의출산경력자료는보건사회연구원의 2006 년전국출산력및가족보건ㆍ복지실태조사 자료이다 ( 이하 2006년출산력조사 로약칭 ). 37)38)39) 본조사의내용은보건사회연구원이발간한같은이름의보고서에설명되어있다. 40) 본조사자료는가구조사와개인조사로구성된다. 가구조사는 15~59세의기혼가구를대상으로가구특성, 결혼양상, 현재의소득과재산상태, 가족정책및가족가치관에관한사항을조사한것으로조사대상인전국 10,132가구에대한자료가수록되어있다. 41) 개인조사는 15~49세의기혼여성을대상으로한것이며, 혼인, 출산등모성활동과취업경력에대해서는 1972~2005년의 33년간 37) 본조사의목적은 장단기인구정책의수립을위한기초자료를작성 하는것이며, ~8. 24 일기간중에조사가실시되었다. 38) 조사표본은 2005 년 인구주택총조사 일반조사구의총조사구 264,207 개중 273 개조사구를임의추출하고, 조사구당 60 가구를선정하여총 16,380 가구를선정하였으며, 이조사대상가구들중 15~59 세의기혼여성이있는가구를대상으로조사원이직접방문하여설문하는 직접대면조사 의방법으로이루어졌다. 응답자는 10,132 명으로서이중동부 ( 洞部, 도시지역 ) 가 83.6%(8,472 가구 ), 읍 면부 ( 농촌지역 ) 가 16.4% (1,660 가구 ) 이며, 조사가구의총가구원수는 41,586 명이다. 39) 한국보건사회연구원, 2006 년전국출산력및가족보건복지실태조사, p.116, < 표 1-3> 참조. 40) 자세한내용에대해서는김승권외 (2006) 참조. 41) 혼인상태별가구의구성은유배우자가구가 87.0%, 사별이 5.7%, 이혼이 5.7%, 별거가 1.4%, 기타가 0.2% 이다.

36 제 4 장실증분석 31 에걸친자료를회고적패널자료 (retrospective panel) 의형태로수록하고있다. 42) 취업경력에대해서는취업을시작한시점과그만둔시점을월단위로기록하고있으며산업과직종을수록하고있다. 다만, 임금수준과취업시간은포함되어있지않다. 제 2 절 2006 년출산력조사 자료분석 조사의대상인기혼여성의연령별관측치수와초혼 (first marriage) 및초산 (first birth) 연령의분포는 < 부표 1> 및 [ 부도 3] 과같다. 기혼여성가운데에서는합계출산율의하락현상이분명하지않다 ( 부표 2). 우리나라의합계출산율이하락한것은혼인을하지않는여성이증가하였기때문이며실제로기혼여성가운데에서는합계출산율이크게떨어지지않았다. 이러한점을감안하더라도 출산력조사 자료를이용한분석에서는혼인과출산사이의기간보다출산시점을분석의대상으로하는것이타당하다. 연령별분석을시행할경우에따르는복잡성과표본수부족을감안하여본연구에서는 1960~64년생을코호트 1, 1965~69년생을코호트 2, 1970~74년생을코호트 3으로하여각코호트별로출산행태의변화를분석한다. 각코호트별출산관련경력의변화추이는 < 표 4-1> 과같다. 코호트 1과코호트 3 사이의간격인 10년동안초혼연령과초산연령은약 1세정도상승하였으며, 자녀수는약 0.15명감소하였다. 코호트 3의경우아직출산경력이완전히종료되지않았음을감안한다면기혼여성들가운데에서는자녀수역시크게줄어들지는않았다. 여성의출산활동이활발한시기를 25~35세로본다면분석대상 42) 그러므로 2006 년출산력조사 자료는외형적으로는 Walker(1995) 및 Heckman and Walker(1990, 1991) 의연구등에서사용한 1981 Swedish Fertility Survey 와거의유사한내용의자료라고할수있다 ( 자료의설명에대해서는부록참조 ) Swedish Fertility Survey 는 1936~55 년생 (34~45 세 ) 의여성약 3,500 명이조사대상으로서출산과취업에관한기록을회고적패널의형태로담고있다. 중요한차이점은스웨덴데이터의경우조사대상을 여성 으로하였으나출산력조사는 기혼여성 을대상으로하였으므로미혼여성에관한정보는누락되어있다는점이다.

37 32 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 < 표 4-1> 2006 년출산력조사 의코호트별자녀수, 초혼, 초산연령 생년관측치수자녀수초혼연령초산연령무자녀 (%) 코호트 ~64 1, 코호트 ~69 1, 코호트 ~74 1, 전체 1960~74 4, 주 : 초혼과초산연령은중위수 (median), 자녀수는평균임. 자료 : 2006 년출산력조사. 코호트들의출산활동에해당하는시기는 1980년대중반부터 2005년까지의약 20년간이다. 이시기동안의우리나라합계출산율의변화는 [ 그림 4-1] 과같다. 합계출산율은 1980년에는 2.8명이었으나 1985년에는 1.7 명으로하락하였다. 이후 1990년대초반까지는대체로변화가없었으나 1990년대들어다시하락하기시작하여 2005년의 1.1명에이르기까지지속적으로하락하였다. 합계출산율은 25~29세연령대출산율과거의같은양상으로변화하였으며출산시기의연장을수반하고있다. 이는 30대전반여성의출산율상승에서확인할수있다. 우리나라합계출산율의급격한하락, 특히 20~29세여성연령별출산율의급격한하락은기혼여성의출산율하락이아니라혼인연령상승으로초래된결과이다. 그러므로 2006년출산력조사 를이용할경우에는표본이혼인을기준으로자기선택 (self selection) 되었으므로편의가존재한다는문제점은있다. 이러한표본편의 (sample selection bias) 는기존의 출산력조사 자료를이용한분석들의우리나라출산율하락에대한설명력이낮았던원인이기도하다. 그러나본연구에서는출산의잠재비용을추정하며 출산력조사 자료로부터는출산후노동공급변화파라미터들만추출하여이용하며, 여성의임금은미혼여성을포함한전체여성의표본으로부터도출하여사용하므로이러한표본편의에서어느정도자유롭다는장점이있다. 학력계층별로비교한다면동일한학력계층내에서는초혼연령과초산연령은코호트 1~ 코호트 3에걸쳐서상승하였으나그상승폭은

38 제 4 장실증분석 33 [ 그림 4-1] 우리나라의합계출산율및연령대별출산율추이 (1980~2007 년 ) 연령대별출산율 (1 천명당 ) 합계출산율 ( 명 ) 15~19 세 20~24 세 25~29 세 30~34 세 35~39 세 40~44 세 45~49 세 TFR ( ) 자료 : 통계청. 전체평균과비교한다면매우작다 ( 표 4-2). 앞서코호트 1~ 코호트 3 동안초산연령은약 1세상승하였음을확인한바있다. 그러나같은학력내에서는그상승폭이약 0.5세, 즉 6개월정도이다. 물론코호트 3의경우첫출산경력이 2005년까지완료된것이아니기때문에그이후의출산가능성을고려한다면실제로는이보다증가할수도있지만코호트 1과 2 를비교하더라도같은학력군내에서의첫출산연령의상승은전체평균보다는낮다. 43) 그러므로여성의전반적인학력상승, 그리고이에따른출산관계행태의변화가초산연령상승과합계출산율하락의중요한원인이라고할수있다. 2006년출산력조사 표본의학력구성의변화는 < 표 4-3> 에정리하였으며기혼여성뿐만아니라우리나라모든여성의학력수준변화를확인하기위해 경제활동인구조사 (2007) 의학력구성 43) 앞에서본바와같이코호트 3 중에서는약 8.2% 의기혼부인이여전히무자녀인상태로서이전코호트중에서는이비율이 3% 였음과비교한다면아직첫출산이완료되었다고볼수없다.

39 34 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 < 표 4-2> 2006 년출산력조사 의학력수준별자녀수, 초혼, 초산연령 학력수준코호트관측치자녀수초혼초산 고졸미만고졸초대졸대졸이상 , 주 : 초혼과초산연령은중위수 (median), 자녀수는평균임. 자료 : 2006 년출산력조사. < 표 4-3> 여성학력구성의변화 ( 단위 : %) 2006년출산력조사 경제활동인구조사 (2007) 코호트 1 코호트 2 코호트 3 코호트 1 코호트 2 코호트 3 코호트 4 (1960~64) (1965~69) (1970~74) (1960~64) (1965~69) (1970~74) (1975~79) 고졸미만 고졸 초전문대졸 대졸이상 주 : 2006년출산력조사 는기혼여성, 경제활동인구조사 는전체여성이대상임.

40 제 4 장실증분석 35 변화도병행수록하였다. < 표 4-3> 에서보는바와같이 1960~75년생코호트는여성의학력수준이비약적으로확대된시기에해당한다. 여성의학력수준상승이여전히진행중인현상인가를확인하기위하여표에서는이후에탄생한코호트 (1974~79년생) 의학력별구성도 경제활동인구조사 (2007) 를이용하여확인하였다. 그결과는학력상승은여전히계속되고있음을보여준다. 따라서 2006년출산력조사 가보여주지못하는 2000년대에도가임기여성의학력수준은여전히상승하였으며출산율을하락시키는방향으로작용하였음을확인할수있다. 다음으로는여성의급속한경제활동증가에따른출산행태의변화를살펴본다. < 표 4-4> 는여성의학력별및코호트별초산연령 ( 중위수 ) 을초산이전 1년간 ( 출산월제외 ) 중취업상태에있었던개월수에따라다시세분한것이다. 2006년출산력조사 는월별취업상태를기록하고있으므로기혼여성이초산이전 12개월중몇개월동안취업상태에있었는가를알수있다. 취업월수는 12개월, 1~11개월, 0개월의분포가서로비슷하므로이세가지상태를기준으로분류하였다. 이는각각풀타임, 파트타임, 그리고비취업에해당한다고볼수있다. < 표 4-4> 에서가장뚜렷이드러나는현상은우변의표본구성비율에서확인되는여성취업률의증가이다. 최저학력계층인고졸미만을제외한전학력군에서여성취업은코호트 1~ 코호트 3에걸쳐크게상승하였다. 가장큰상승세를보인학력계층은대졸이상의고학력계층이며취업률역시고학력계층이가장높다. 초산연령을비교할때드러나는특징은 12개월취업자가 1~11개월취업자보다초산연령이높다는것이다. 반면, 비취업자의초산연령은오히려 1~11개월취업자보다높고 12개월취업자와비슷하다. 이로부터추론한다면 12개월취업자의증가추세는확실히초산연령의상승과관계있다고할수있지만 1~11개월취업자증가세는초산연령상승과관련짓기가어렵다.

41 36 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 < 표 4-4> 기혼여성의초산이전 1 년간취업상태별중위 (median) 초산연령 초산연령 ( 세 ) 표본구성비율 (%) 학력수준코호트 초산이전 12개월중취업월의수 초산이전 12개월중취업월의수 12 개월 1~11 개월 0 개월 12 개월 1~11 개월 0 개월 고졸미만 고졸 초대졸 대졸이상 자료 : 2006 년출산력조사 제 3 절출산의잠재비용파라미터의추정 출산의잠재비용 (shadow cost) 을추정하기위해서는모형의각파라미터값을추정할필요가있다. 본절에서는이를실시한다. 자료를이용한파라미터의추정에서본연구는첫출산만을분석의대상으로한다. 이는분석의단순화를위해서지만출산율분석연구문헌들이첫출산을분석대상으로하는것은첫출산만을분석하더라도출산경력에대한거의모든요인들을분석할수있기때문이다. 제2절에서인용한바와같이혼인연령과첫출산의시기, 그리고이후의출산간의간격은

42 제 4 장실증분석 37 어느나라에서나경험적으로서로매우강한상관관계를가지는것으로알려져있다. 그리고이러한현상때문에인구학의출산력엔진가설 (fertility engine hypothesis) 은출산력은모멘텀을가진다고해석하였다. 따라서첫출산이나혼인연령, 그리고출산간의간격중어느것을분석하더라도나머지현상역시같은방향으로변화하므로다른현상에대한함의점을발견할수있다. 또한첫출산이관심사가되는것은출산에대한경제변수의가장큰영향은첫출산의시기결정임이이미알려져있기때문이다 (Heckman and Walker[1990], p.1412). 따라서첫출산을분석함으로써경제변수의영향을가장명확하게확인할수있다. 또한산술적으로보더라도합계출산율하락의 50% 는첫출산의합계출산율에의하여설명된다. 우리나라여성의합계출산율은 1985~2003년간 1.70명에서 1.20명으로 0.50명하락하였는데, 첫출산의합계출산율만계산한다면그하락폭은 0.85명에서 0.60명으로 0.25명이다. 그리고같은기간동안초산연령은 3.6세 (24.9세 28.5세 ), 혼인연령은 2.8세 (24.1세 27.3세 ) 상승하였다 ( 이삼식외 [2005], p.149). 따라서첫출산그자체로도합계출산율하락의 50% 가설명되고첫출산이후의출산율도첫출산의출산율과동행하는것이알려져있기때문에첫출산만을분석하더라도출산율변동의원인분석에는충분한것이다. 1. 보육의시간비용파라미터 ( ) 본모형에서여성의각연도의모든시간 (=1) 은취업혹은육아에사용된다. 따라서취업하지않은시간은모두육아에사용되는것으로추정한다. 스웨덴의출산행태를분석한 Walker(1995) 의연구에서는보육에필요한시간을생후 1년간은 100%( ), 그리고이후 6세가될때까지는 50%( ) 로가정하였다. 44) 그러나본연구에서는 2006년출산력조사 자료로부터여성의실제노동공급경력을확인할수있기때문에실제취업경력으로부터보육에필요한시간을 44) 이러한가정에따르면, 자녀가 6 세이상이면여성은모두취업한다. 이러한가정은완전고용상태인스웨덴의현실을고려한것이다. 그러나우리나라에서는여성의취업률이매우낮다.

43 38 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 < 표 4-5> 여성의최초출산전후첫째아연령별노동공급량추이 ( 단위 : 개월 / 년 ) 첫째아연령 코호트 코호트 코호트 주 : 각수치는첫째아가생후 x 세인 12 개월중여성이취업상태에있었던평균개월수를의미함. 추정한다. 2006년출산력조사 자료는월별로여성의취업경력을기록하고있으므로출산을전후하여 1년 12개월중몇개월동안취업하였는지를파악할수있다. < 표 4-5> 는출산월을제외하고출산전후에걸쳐첫째아가만 x세인 12개월중여성이취업상태에있었던월수의평균을정리한것이다. 물론다수의여성은첫째아출산이후또다른출산을경험하지만 < 표 4-5> 는첫출산만을고려한것이다. 표에서드러나는시계열적인추세는늦은코호트일수록노동공급이증가하고있다는것이다. 다만, 코호트 3(1970~74년생 ) 은오히려첫째아 3세이후이전코호트보다노동공급이오히려감소하였는데, 이는그들이 26세시점에서경제위기 (1998년) 를겪었으므로노동수요측면의변화로인한것이다. 각코호트는대체로출산이후 1년동안 ( 첫째아 0세 ) 대체로출산이전 1년 ( 첫째아 -1세) 에비하여노동공급이약 50% 감소하며이후서서히증가하여약 6세에서이전의노동공급량수준을회복하고있다. 출산을전후한기혼여성의노동공급행태는학력수준에따라크게다르다 ( 표 4-6). 평균적으로학력수준이높을수록노동공급이증가하며늦은코호트일수록증가한다. 그러나저학력층에서는출산직후노동공급이크게감소하고노동공급의회복도빠르게이루어진다. 그러나고학력층에서는첫출산이후노동공급량의감소폭이비교적작은반면보육이끝난이후에도출산이전의노동공급량을회복하지못하는경향이있다. < 표 4-7> 은출산이전 1년간의노동공급량을 1로할때이후의노동공급량이얼마만한비율인가를정리한표이다. 코호트 3의경우는예외적으로 1998년의경제위기로인하여출산이전의노동공급량을

44 제 4 장실증분석 39 < 표 4-6> 첫출산을전후한여성노동공급변화 : 코호트및학력수준별 (1년중취업월수 ) ( 단위 : 월 / 년 ) 학력수준 코호트 고졸미만 고졸 초대졸 대졸이상 자료 : 2006 출산력조사. < 표 4-7> 첫출산이후연간노동공급의출산이전대비비율 학력수준 코호트 고졸미만 고졸 초대졸 대졸이상 자료 : 2006 출산력조사.

45 40 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 회복하지못하고있지만대졸이상을제외한다른학력수준에서는첫째아가 6세인시점에서는노동공급량 ( 취업개월수 ) 의출산이전대비비율이 1을초과하고있다. 특히고졸미만에서는이비율이 1을크게초과한다. 그러나대졸이상에서는이비율이코호트 2의경우 0.85에불과하다. 학력별출산을전후한노동공급추세를정리해보면가장낮은학력계층에서는초산연령도낮지만노동공급에있어서도출산과보육을완료한이후에본격적인노동시장활동에나서고있다. 첫째아가 2세에도달한시점이후에는출산이전 1년간보다오히려활발한노동시장활동을하고있다. 고졸에서는첫째아가약 6세에도달한이후에는출산이전의노동공급량으로복귀하고있으며, 초전문대졸의노동시장활동은예외적이다. 초전문대졸은표본수가적으며, 특히코호트 1과 2에서는고졸표본규모의거의 10% 에불과하여그행태가정형화되었다고보기어렵다. 대졸여성은출산직후노동공급의감소폭이다른학력계층에비하여작고그회복속도도매우느리다. 대졸여성은다른학력계층과달리출산과더불어노동시장을떠나는비율도상당히높다. 이러한추세는다음의두가지사항을의미하는것으로해석할수있다. 첫째는소득효과로서저학력층은가구소득이낮기때문에낮은소득을보충하기위하여보육을필요로하는자녀가있음에도불구하고경제활동을재개하는것으로해석할수있다. 둘째는직업의차이로서저학력층은임시직등노동시장의유연한부분에주로위치하고있으므로노동시장에서의퇴출 (exit) 과재진입 (re-entry) 이빈번한데비하여고학력층의일자리는주로경력직 (career job) 으로서퇴출이후재진입이용이하지않기때문인것으로해석할수있다. 출산의잠재비용계산에서사용되는 는보육에소요되는시간을나타내는파라미터이다. 모형의구조에따르면, 여성은 에해당하는시간만큼노동공급을포기하고보육에종사한다. 본연구에서는여성의출산이전노동공급을보육수요가없을때의노동공급량으로간주하고출산이후감소하는양만큼을보육에소요되는시간이라고가정한다. 예를들어, 대졸이상코호트 2의경우출산이전노동공급량은 12개월중 4.4개월로서전체시간을 1이라고하면 0.37(=4.4/12) 이며, 출산직후 1년간노동공급은 2.9개월로서 0.24이다. 이경우그차이, 즉 0.13을 0세

46 제 4 장실증분석 41 아의보육에소요되는시간 ( ) 으로하였다. < 표 4-8> 의패널 A는실제의노동공급 ( 표 4-6) 을토대로이와같은방법으로보육에소요되는시간 ( 파라미터값 ) 을계산한것이다. 표에서코호트 3의경우에는노동공급량이이전의코호트보다훨씬크며따라서이와같은단순계산을적용할경우다른코호트보다보육에많은시간을지출하는것으로계산된다. 그러나실제로는이는계획된것이아닌경제위기라는환경의변화로인하여비자발적으로초래된것이다. 따라서추정에사용되는보육시간파라미터값은코호트 2와같은양상을보일것이라고가정하여비례적으로계산하였다. < 표 4-8> 의패널 B는이와같은방법으로도출된실제추정에사용된파라미터값이다. 대졸이상학력계층은자녀의성장이후에도출산이전의노동공급량을회복하지못하는것으로나타난다. 그이유는고학력계층이일하는직장이경력의중단이후쉽게복귀하지못하는성격의직장이기때문일가능성이크다. 45) 그이유가무엇이든대졸이상여성의경우에는출산으로인한경력단절은이후의노동공급을영원히감소시키는효과를가진다. 이러한효과는현실적으로는여성의경력형성과정의문제로인하여발생할것이다. 그러나이를모형에반영함에있어서는인적자본식에관련시키는것은매우복잡하며, 가장간단한방법은출산이자녀가 6세에도달한이후에도영속적으로여성노동공급을감소시키는효과를가지는것으로가정하는것이다. 따라서본연구에서는보육시간파라미터의값이영속적으로 0보다큰값을가지는것으로가정하였다 ( 즉, ). 그러나이는모형의단순화를위한것이며대졸여성이특별히다른학력계층의여성과비교하여보육에많은시간이소요되기때문이아님을이해할필요가있다. < 표 4-8> 의패널 A에서 가음 (-) 의값을가지는경우는자녀의성장이후노동공급이출산이전보다오히려증가하는경우이다. 본모형에서는보육시간소요가음 (-) 의값을가질수는없으므로이경우에는보육에시간이투입되지않는것으로 ( ) 하였다. 45) 물론이러한추론은단순한가정에불과하다. 대졸여성이다른학력계층과비교하여노동시장에쉽게복귀하지못하는이유는그자체로흥미로운연구과제이며, 추가적으로분석해볼필요가있다.

47 42 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 < 표 4-8> 자녀보육에소요되는시간에대한파라미터 ( ) 값 A. 데이터상의비율 학력수준 코호트 고졸미만 고졸 초대졸 대졸이상 B. 추정에사용된파라미터 학력수준 코호트 고졸미만 고졸 초대졸 대졸이상

48 제 4 장실증분석 43 < 표 4-8> 의패널 B에의하면, 보육에소요되는시간은이후코호트에서보다많으며고학력계층일수록많아서상식에부합되지않는측면이있다. 그러나 파라미터의값은실제의보육시간이아니라출산에따른노동공급감소효과를추정하기위한파라미터이며출산의잠재비용을계산하기위한파라미터이다. 여성의노동공급이많을수록그리고고학력일수록이기회비용이커지기때문에실제의보육시간지출과는달리 파라미터값도큰값을가진다. 2. 임금률의추정 출산의잠재비용에는보육의시간비용에따라노동공급이감소함으로써일시적으로발생하는비용 ( ) 이있으며, 또한노동공급감소에따라인적자본축적기회가소실됨으로써영구적으로발생하는비용 ( ) 이있다. 이비용들은다음과같이구성된다. 이비용을명시적으로계산하기위해서는여성의생애에걸친임금률 추정치가요구된다. 본연구에서는각학력집단별로노동부의 임금구조기본통계조사 로부터여성시간당실질임금을이용하여이를추정한다. 여성의연간근로시간은주당 40시간 53주 (1년) 로하여연간 2,120시간으로하였다. 할인율 은실질이자율을 4%( ) 로하여계산한다. 출산으로인한노동공급감소에의하여인적자본의형성기회가소실되어초래되는비용 ( ) 은여성의노동시장경력전체동안생애임금을하락시키는지속적인효과를가진다. 이비용의계산에필요한 파라미터는출산으로인하여 1년간의노동공급을중단할때, 생애임금곡선이얼마나하락하는가를나타내는지수이다. 각코호트별로여성의시간당실질임금은 임금구조기본통계조사

49 44 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 자료를이용하여각코호트의중위연령을기준연령으로하여산출하였다. 임금은정상급여와초과급여및전년도특별급여의 1/12의합을사용하였으며, 근로시간은정상근로시간과초과근로시간을합산한총근로시간을이용하였다. 여성의연령에따른로그 46) 실질시간당임금의변화를코호트별및학력별로살펴보면, 연령에따라임금곡선의기울기가점차완만해지며 30대후반이후에는거의그수준이상승하지않음을알수있다 ( 그림 4-2). 여성임금의이러한추세는사실흥미로운연구주제이다. 남성에서는이러한현상이발견되지않으며중년이후에도임금은완만하게나마상승한다. 이러한현상이일어나는이유가여성의지위향상에도불구하고고위경력직에서는여전히차별이존재하고있기때문인지, 그리고이러한임금곡선의형태가어떠한직업구조변화를수반하고있는지는흥미로운연구주제가아닐수없다. [ 그림 4-2] 에서예외적으로고졸미만의최저학력층에서는연령에따라임금의상승세가지속되고있지만본연구에서는이에대한추가적인분석은하지않았다. 임금의상승세가둔화되었다면이는여성의출산율을하락시키는방향으로작용한다. 임금이빠르게상승한다면출산에따른노동공급축소가늦은나이에일어날수록노동소득이커짐을의미하기때문에이른출산이유리하게하는요인이되며완만한임금상승은반대로출산을늦추게하는요인이된다. 이에대해서는이후에다시다루게될것이다. 출산의잠재비용계산을위해서는여성의노동시장경력이끝나는시점으로본연구가가정하는 60세까지의임금에대한추정이필요하다. 임금통계자료는여성이경험한임금의수준만을제시하며여성이기대하는장래임금수준을알려주지는않기때문에 60세까지의임금곡선을추정할필요가있다. 이러한추정은관찰된임금곡선의추세를토대로하여이를연장함으로써이루어졌다. 임금곡선의추정을위하여연령별임금상승의추세를살펴본결과는 < 표 4-10> 과같다. 고졸여성의경우 30세이상에서는임금의상승세가매우완만해져거의상승하지못하고있다. 따라서코호트 1~3의고졸여성의경우시간당실질임금은 30세의수준에서상승하지않는것으로가정하였다. 고졸미만학력계층역시 46) 여기에서로그는자연로그함수 (LN) 임. 이하에서도모두로그는자연로그를의미함.

50 제 4 장실증분석 45 [ 그림 4-2] 학력별및코호트별로그실질시간당임금 - 연령곡선 대졸이상 초전문대졸 코호트1 코호트2 코호트 코호트1 코호트2 코호트 고졸 9.5 고졸미만 코호트1 코호트2 코호트3 7.5 코호트1 코호트2 코호트 주 : 코호트 1 은 1960~64 년생, 코호트 2 는 1965~69 년생, 코호트 3 은 1970~74 년생임. 연령은각코호트의중위연도 (62, 67, 72 년생 ) 를기준으로계산함. 실질임금은 2005 년도불변가격기준이며, 시간당임금은 정상근로시간 + 초과근로수당 + 전년도특별급여 /12 / 정상근로시간 + 초과근로시간 으로계산. 자료 : 노동부, 임금구조기본통계조사, 각년도. 30세이후상승세를고졸과달리지속할이유는없다고보아 30세이후상승하지않는것으로하였다. 대졸여성의임금은 40대이후상승률이크게둔화되어 50대에서는증가세가거의사라진다. 이러한추세는남성과는다른것이다. 이후코호트의대졸여성의임금상승률을추정하는데있어서는두가지사항을고려할수있다. 첫째는코호트에따른임금상승률의변화로서이후

51 46 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 < 표 4-9> 연령및코호트별여성로그시간당실질임금추이 ( 단위 : %) 연령코호트 연령코호트 고졸미만 고졸 연령 연령 초전문대 대졸이상 < 표 4-10> 코호트별및연령대별대졸여성로그시간당실질임금증가율 ( 단위 : %) 코호트 \ 연령 30~34 35~39 40~44 45~49 50~ ~ (49~53) 1955~ (44~48) 1960~ (39~43) 1965~ (33~37) 1970~ (28~32) 주 : 괄호안은각코호트별로관찰가능한최고연령이서로다르므로 5 세연령대임금증가율추정을위하여실제로사용된연령대를표시함. 연도로갈수록전반적인경제성장률이하락하고대졸여성의공급이증가하였으며, 이러한요인들은임금상승률을이후코호트일수록낮게하는방향으로작용할것이라고예상할수있다. 둘째는남녀차별의축소로서이후코호트일수록양성차별은완화되었을것이며이는여성의임금곡선을남성과유사하게하는방향으로작용하였을것으로예상할수있다. 이러한요인은여성의 40대이후임금상승률을높이는방향으로작용하였을것이다. 이와같은점들을고려하여본연구에서는여성의생애임금곡선을단순한방법으로연장하였다. 본연구에서는실질시간

52 제 4 장실증분석 47 당임금상승률을 35~39세는 4.5%, 40~44세는 3.0%, 45~49세는 2.0%, 50~ 54세는 1.0%, 55~59세는 0.0% 를일률적으로적용하여이와같은비율로과거의추세를연장하여각코호트의생애임금곡선을추정하였다. 그리고초전문대졸여성의경우에는증가율을대졸여성의반으로하였다. 초전문대학력여성은과거에는그수가많지않았으므로임금상승의추세도확인하기어렵다. 출산에따른노동공급감소에의한출산의잠재비용을계산하기위해서는여성의생애임금곡선뿐만아니라노동시장경력손실에따른생애임금곡선의하향이동에따른임금손실도고려할필요가있다. 특정연령에서노동공급이축소되면인적자본의축적이그만큼상실되며이는이후의각연령에서의임금수준을낮추게한다. 본연구의모형에서이는 파라미터의값에해당한다. 원래의모형에서는 파라미터의값이다음의식에의하여주어진다. 위식에서 은누적노동공급량변수의로그임금에대한선형회귀추정계수의형태이다. 이에따라앞서추정된각코호트별및학력별, 연령별로그시간당임금을연령에대하여회귀하면그추정계수값은다음의 < 표 4-11> 과같다. 47) 추정결과학력수준이높을수록 값이높으며이후의코호트일수록 값이낮아진다. 이와같은결과는연령- 임금곡선의기울기가고학력일수록높으며이후코호트일수록완만해짐에따른결과이다. < 표 4-11> 파라미터값의추정치 ( 단위 : %) 고졸미만 고졸 초전문대졸 대졸 코호트 코호트 코호트 ) Walker(1995) 는 값으로 1966~75 년은 2.7%, 1975~89 년은 1.3% 를적용하였다.

53 48 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 제 4 절출산의잠재비용추정 앞서이루어진각파라미터에대한추정을토대로출산의잠재비용을계산한결과는다음과같다. 우리나라의저출산추세에서는, 첫째고학력일수록출산시기가늦으며, 둘째고학력자들중에서도늦은코호트일수록출산시기가늦어지는현상이나타나고있다. 출산의잠재비용변화의이와같은현상에대한영향을평가하기위하여출산의잠재비용추정에서는각코호트별그리고각학력수준별에있어서 25세시점에서평가한 25세출산의비용과 30세출산의비용을비교한다. 25세출산과 30세출산을비교하는이유는이연령대가출산이가장활발한연령대이기때문이다. 추세적으로 25~29세출산율이빠르게하락하고있는데, 이는여성의출산이 25세에서 30세이후로늦어지고있음을의미한다. 따라서여성이현실적으로당면하는문제는 25세혹은 30세출산의결정문제라고단순화하고이두연령에서의출산을비교한다. 출산의잠재비용중에서는다음세요소의잠재비용을비교한다. 그비용들은 1 출산에따른노동공급감소에의한직접적근로소득의상실, 2 출산이후인적자본형성의손실로인한기회비용, 그리고 3 직접적인양육비용의변화이다. 첫째의노동공급감소로인한직접근로소득상실의비용은 < 표 4-12> 와같다. 표는 25세에서평가한 25세와 30세출산의잠재비용의현재가치이다. 그러므로이비용이낮을수록그연령에서의출산이현시점에서평가할때유리한선택이된다. < 표 4-12> 를살펴보면, 고졸의경우코호트 1에서는 25세출산이가장유리하였으나코호트 2와 3에서는 30세출산이유리하다. 대졸에서는 30세출산이유리하였으며그격차는코호트 3에서소폭이나마더욱증가하였다. 출산의근로소득상실잠재비용은임금곡선의형태와보육에따른시간소요, 여성의직장복귀가능성등에따라민감하게변한다. 이에대해서는제5장의민감도분석에서보다자세히다룰것이다.

54 제 4 장실증분석 49 < 표 4-12> 25세와 30세출산의근로소득잠재비용 (25 세시점 ) ( 단위 : 2005년불변가격, 천원 ) 고졸미만 고졸 출산연령 코호트 1 코호트 2 코호트 3 코호트 1 코호트 2 코호트 ,429 1,462 6,238 7, ,444 1,873 5,778 7,598 초전문대졸 대졸이상 출산연령 코호트 1 코호트 2 코호트 3 코호트 1 코호트 2 코호트 ,290 4,133 5,955 33,962 39,110 51, ,982 4,605 6,365 30,638 34,402 45,248 < 표 4-13> 25세와 30세출산의인적자본축적상실잠재비용 (25 세시점 ) ( 단위 : 2005년불변가격, 천원 ) 고졸미만 고졸 출산연령 코호트 1 코호트 2 코호트 3 코호트 1 코호트 2 코호트 초전문대졸 대졸이상 출산연령 코호트 1 코호트 2 코호트 3 코호트 1 코호트 2 코호트 ,825 7,262 10, ,542 6,912 10,420 출산후노동공급축소로인한인적자본축적손실비용은모형에의하면늦은출산일수록항상유리하다. 왜냐하면모형에서임금수준은지금까지평생누적된취업시간의함수로설정되었으므로누적시간은취업의중단기간이같을때그시기가빠를수록작기때문이다. 출산이빠를수록인적자본의손실이영향을미치는기간이길어지기때문에인적자본손실로인한출산의비용은커진다. < 표 4-13> 은각코호트별및학력수준별로인적자본축적손실에따른출산의잠재비용을계산한것이다. 표의계산에서는각집단별로추정된실제의노동공급감소와임

55 50 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 금수준을적용하였다 ( 식 (3-12) 의 참조 ). 표에서모형의예측과달리코호트 3 초전문대졸과같은일부집단에서 25세출산비용이 30세출산비용보다오히려높게추정된것은추정과정에서는모형에의한임금추정치가아닌실제의임금곡선이적용되었기때문이다. 따라서임금은 의식과같이단조로운형태로변화하지않으며, 출산시점과잠재비용간의관계역시모형의예측과같이일정하지않다. 더욱이경제위기의영향으로특정시기에는임금증가율이감소하였기때문에임금곡선이기울기가감소하는완만한곡선의형태를띠지않았으며, 결과적으로 25세출산비용이 30세출산비용보다오히려큰경우가발생하였다. 인적자본축적손실로인한비용은직접적인근로소득손실의약 10~ 20% 로서상대적으로그중요성은근로소득손실보다작게추정된다. < 표 4-14> 는이를합산한출산의총노동시장잠재비용이며, [ 그림 4-3] 은보기쉽게같은결과를그림으로제시한것이다. 1970~74년생 25세대졸여성이 25세에출산을할경우그잠재비용의현재가치는약 5,800만원이다. 반면, 30세에출산을할경우에는현재가치로약 5,200만원이다. 그러므로이여성은출산시기를 25세가아닌 30세로함으로써약 600만원의출산비용을절감할수있다. 대졸여성은그이전코호트에서도 30세출산이 25세출산보다경제적인선택이었다. 그러나출산비용은여성의노동시장기회확대에따라급속히증가하고있으며, 30세출산에대비한 25세출산의상대적인비용역시증가하였다. 그러나그이하학력계층에서는우선출산에따른노동시장잠재비용이대졸보다크게작으며, 25세와 30세출산의비용이별로다르지않다. 고졸이하코호트 1 에서는 25세출산이오히려유리하였다. 대졸여성의출산의노동시장잠재비용이특히높은이유는임금수준이높은영향도있지만노동시장경력형성과정이크게다르기때문이다. 대졸여성은출산에따라노동시장을떠난이후복귀하는과정이쉽지않다. 이러한요인들이대졸여성의출산시기를늦추게하며또출산의잠재비용을확대하게한다. 출산에따른자녀 1인의양육에는교육비등과같은직접비용이소요된다. 그비용은 도시가계조사 자료를이용하여다음과같은매우

56 제 4 장실증분석 51 < 표 4-14> 25세와 30세출산의총노동시장잠재비용 (25 세시점 ) ( 단위 : 2005년불변가격, 천원 ) 고졸미만 고졸 출산연령 코호트 1 코호트 2 코호트 3 코호트 1 코호트 2 코호트 ,474 1,483 6,317 7, ,893 1,893 5,856 7,738 25/30 비율 초전문대졸 대졸이상 출산연령 코호트 1 코호트 2 코호트 3 코호트 1 코호트 2 코호트 ,450 4,381 6,471 34,930 44,935 58, ,134 4,863 6,894 31,663 39,944 52,160 25/30 비율 [ 그림 4-3] 25 세와 30 세출산의총노동시장잠재비용 (25 세시점 ) 70,000 60,000 천원 (2005 년불변가격 ) 50,000 40,000 30,000 20,000 10,000 - cohort1 cohort2 cohort3 cohort1 cohort2 cohort3 cohort1 cohort2 cohort3 cohort1 cohort2 cohort 고졸미만고졸초전문대졸대졸

57 52 출산율하락의경제적요인에대한실증적분석 간략한방법으로추정하였으며, 그결과는 < 표 4-15> 에제시하였다. 추정과정에서는여성전체와가장의학력수준별로무자녀가정과 24 세미만유자녀가정을분리한다음무자녀가정의총소비지출평균을성인의수로나눈값으로부터성인 1인당평균소비지출액을산정하였다. 그리고유자녀가정의경우성인의수에성인 1인당평균소비지출액을곱한값을총소비지출에서뺀값으로자녀에대한소비지출액을계산하였다. 유자녀가정에서자녀의연령별분포를살펴보면저출산의경향으로인하여비교적나이가어린자녀의수는상대적으로적다. 자녀에대한소비지출은자녀의연령에따라증가하는경향이있으므로이와같은연령분포는자녀 1인당소요되는소비지출액을과대평가하게하는요인으로작용한다. 또한가장의연령별학력분포를살펴보면비교적젊은층에서는고학력자의비중이높으므로, 고학력자가구의평균자녀연령은낮은경향이있으며, 더욱이초전문대졸학력자는과거에는그수가매우적었으나 1980년대이후급속히증가하였으므로자녀의평균연령은다른학력군보다크게낮다. 자녀에대한직접비용의추정에서는이와같은자녀의연령별분포에따른편의 (bias) 의발생을예방하기위하여각가정별로 0~6세, 7~12세, 13~18세, 19~23세의자녀수를계산하여자녀에대한총지출액을각연령대별자녀수변수에대하여선형회귀하였다. 48) 이경우절편을포함한각추정계수의합은각연령대별로 1명씩의자녀가있는 4자녀가정의자녀에대한 ( 월별 ) 총소비지출액이된다. 이를 4로나누어 1인당소비지출평균액을구하고다시 12를곱하여연간지출액을구하였으며다시 24를곱하여 0~23세동안자녀 1인을양육하는데소요되는총지출액을추정하여 2005년불변가격기준으로변환하였다. 추정결과는 < 표 4-15> 에제시된바와같다. 물론이러한추정방법은매우단순화된것으로서특정시점에서의각연령별자녀에대한지출을평균한것이기때문에미래지출의현재가치를산출한노동시장잠재비용과는서로기준이달라서그양을직접비교하기는어려우며그수치에큰의미를부여할수도없다. 이추정치는 48) 일부연도의경우에는특정연령대의자녀수표본이매우작아추정치가통계적유의성을상실하는경우가있었다. 이경우에는해당연령대의자녀가없는것으로하여추정하였다.

58 제 4 장실증분석 53 < 표 4-15> 23세이하자녀 1인당 0~23 세누적평균가계지출 ( 단위 : 2005년불변가격, 천원 ) 고졸미만 고졸 초전문대졸 대졸 평균 1990년 41,806 48,764 55,107 70,214 47, 년 59,122 70,964 78,788 80,310 65, 년 81,696 97, , , , 년 67,254 88, , , ,470 자료 : 통계청, 도시가계조사 및 전국가계조사 각년도. 양육비용의상승정도를판단하기에도적절치않다. 이를위해서는보다자세한지출세목별추세를살펴보아야할것이다. 그럼에도불구하고이추정치를제시하는이유는단순히여성의노동시장기회비용이출산의전체잠재비용과비교하여어느정도의비중을가지고있는가를알아보기위한것이다. 적어도본자료로부터여성의노동시장기회비용이출산의전체잠재비용에서차지하는비중이매우크다는사실은알수있다. 대졸여성의경우자녀 1인당양육을위한직접지출이 1억 2천만원이라면노동시장기회비용 5천만원은출산의잠재비용 1억 7천만원중약 30% 를차지한다. 그러므로노동시장기회비용은출산의잠재비용을결정하는중요한요인이라고결론내릴수있다.

59 제 5 장민감도분석및결론 우리나라의저출산추세및초산연령의상승을분석한본연구의분석이제시하는중요한결론은고학력일수록그리고늦은코호트일수록출산에따른노동시장잠재비용의구조는 25세출산에비하여 30세출산이유리하도록한다는것이다. 이러한여성노동시장추세의변화는저출산경향을설명하는중요한요인이다. 출산의노동시장잠재비용에서는출산이후의노동공급감소로인한임금소득의상실이가장중요한요인이었다. 본장에서는이를보다자세히분석함으로써본연구의결론인저출산대책에대한정책적함의를이끌어내고자한다. 각여성은출산이후 1년간의휴직이필요하다고가정하자. 이경우출산시기의결정문제는생애의어느시점에서 1년간을휴직할것인가의결정으로귀결된다. 경제적측면만을고려한다면최적출산시점은현재가치로할인된 1년간의노동소득이가장낮은시점이될것이다. 만약소득증가율이할인율 (4%) 보다크다면현재가치로할인할때미래의노동소득은현재의노동소득보다높으며반대의경우에는현재의소득이오히려높게된다. 출산시점의선택영역인 25~35세구간에서는일반적으로연간임금상승률이할인율보다대체로높으며, 특히고학력에서는더욱그러하다. 이경우최선의휴직시기는가장이른시점, 즉 25세에휴직을하는것이다. 그럼에도불구하고우리나라의경우, 앞의실증분석결과가제시하는바와같이, 출산의잠재비용은 30세가 25세

60 제 5 장민감도분석및결론 55 [ 그림 5-1] 출산이후노동공급감소에따른출산시점별출산잠재비용 ( 단위 : 2005 년불변가격, 천원 ) 50,000 45,000 40,000 35,000 30,000 아동 7세이후 지속아동 15세이후 0 현재가치임금 25,000 20,000 15, 보다오히려낮다. 그이유는대졸여성의경우노동시장에서의휴직 ( 퇴출 ) 이후의복귀가어렵기때문이다. [ 그림 5-1] 은출산이후노동공급의감소폭에따라출산의노동시장잠재비용이어떻게변화하는가를코호트 3 대졸여성의경우를예를들어나타낸것이다. 그림에서 현재가치임금 ( 표실선 ) 은각연령에서의실질연간임금소득의 25세시점에서의현재가치를할인율 4% 를적용하여계산한것이다. 코호트 3 대졸여성의연령별임금소득의 25세시점에서의현재가치는 20대후반에는상승하나 32세에서최고점에달하며이후서서히하락한다. 그러므로여성이 1년간휴직한다면 25세시점에서휴직하는것이가장유리한선택이된다. 그림에서각선들은개별가정별로출산후노동공급감소에대한각연령에서의출산의잠재비용을나타낸것이다. 굵은실선은본연구에서채택한가정인출산이후자녀가 7세에도달한시점이후에도여전히여성의노동공급이 0.07만큼감소하는경우를표시한것이며, 점선은자녀가 15세에도달한이후에는노동공급의감소가없는경우, 그리고잠재비용이가장낮은 표가부가된실선은자녀가 7세에도달한