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1 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 61 노동정책연구 1) 제18권제2 호 pp.61~98 c 한국노동연구원 연구논문 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 * 김우영 ** 이정만 *** 본연구는기존에충분한연구가이루어지지않았던충청남도의 16개시군과충청북도의 12개시군을대상으로 2000부터 2016년까지출산장려금이합계출산율에미친영향을살펴본다. 이를위하여출산율만을종속변수로사용한단일함수모형과출산율과여성의순유입률을함께고려한구조적모형을추정한다. 특히후자는이명석 김근세 김대건 (2012) 과박창우 송헌재 (2014) 가지적한출산장려금의효과를추정함에있어인구이동문제를동시에고려하는하나의방안이된다. 단일회귀방정식과구조적모형을추정한결과, 충청지역의출산장려금정책은합계출산율과 15 49세여성인구의순유입에긍정적인효과를미친것으로나타났다. 따라서충청지역에서출산장려금제도는출산율과가임여성의인구유입에긍정적효과가있었다고말할수있다. 하지만출산장려금이여성의순유입을높여그결과출산율이증가되는효과는크지않으며그보다는해당지역에거주하는여성의출산율을높이는것으로추정된다. 또한출산장려금이출산율에미치는효과는제도도입후약 8년까지는꾸준히증가하고그이후감소하며, 출산장려금은평균 250만원을초과하면출산율효과가감소하는것으로나타났다. 핵심용어 : 출산장려금, 출산율, 순유입률, 구조적모형 논문접수일 : 2018 년 5 월 8 일, 심사의뢰일 : 2018 년 5 월 10 일, 심사완료일 : 2018 년 6 월 25 일 * 본연구는공주대학교연구년사업에의하여연구되었다. 초고에유익한논평을해주신익명의심사자들에게감사드린다. ** 공주대학교경제통상학부교수 (kwy@kongju.ac.kr) *** 공주대학교행정학과교수 (leejm21@kongju.ac.kr)

2 62 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 Ⅰ. 서론 통계청의장례인구추계를보면 2017년현재우리나라인구는약 5,100만명인데, 매해인구증가율이둔화되다가 2031년에정점을찍고그이후에는지속적으로감소하는것으로예측되고있다. 이러한경향은우리나라대부분의광역시도에서나타나는데세종시를포함한몇개지역을제외하고는 2030년대후반부터는마이너스인구성장률을경험할것으로예상된다. 물론이러한인구감소추세의배경에는출산율저하가가장큰요소로지적될수있을것이다. 우리나라합계출산율은 1993년 1.65명이었던것이그이후지속적으로감소하다가 2005년 1.08명으로최하점에이르고그이후다소회복되어 2016년에는 1.17명에달하고있다. 하지만이는다른나라와비교할때도매우낮은수준이며 2015년기준한국은 OECD 회원국중가장낮은수준의합계출산율을기록하고있다. 1) 합계출산율은지역간큰편차를보이고있는데 2016년현재합계출산율이가장높은지역은세종시 (1.82) 이며그뒤를전남 (1.47), 제주시 (1.43) 가따르고있다. 한편출산율이가장낮은지역으로는서울 (0.94), 부산 (1.10), 인천 (1.14) 순으로나타나고있다. 또한같은광역시도내에서도시군구간많은차이를보이고있는데, 예를들어본연구의대상지역중하나인충남을보면 2016년합계출산율이가장높은지역은당진시 1.77명이고, 가장낮은지역은예산군 0.96명으로전자가후자보다 1.8배의출산율을보이고있다. 이는인구감소측면에서지역이직면하고있는환경이매우다르며따라서이주나출산정책의도입여부나강도에있어서도지역간차이가있을수있음을시사한다. 우리나라지방자치단체들은인구감소와출산율저하를막기위해서빠르게는 2001년 ( 전남 ), 늦게는 2011년 ( 충북영동, 증평 ) 부터출산장려금또는인구증가시책을위한조례를만들어출산율제고를위한제도적장치를마련하였다. 2) 1) KOSIS 에따르면 2015 년 OECD 평균합계출산율은 1.70 명이고우리나라의합계출산율은 1.24 명이다.

3 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 63 또한자치단체들은여러차례조례개정을통하여출산장려금의지급대상을확대하였으며금액도증가시켜왔다. 2017년현재거의모든시군구가출산장려금을지급하고있는데과연이제도가지역의출산율을제고하는데도움이되었는지에대해서는긍정적인연구결과와부정적인연구결과가혼재하고있다. 출산장려금의효과에관한기존의연구는전국또는대부분의시군구를대상 ( 최정미, 2010; 허만형 이정철, 2011; 이충환 신준섭, 2013; 박창우 송헌재, 2014) 으로하거나, 아니면수도권을대상 ( 배상석, 2010; 석호원, 2011; 민연경 이명석, 2013; 김민곤 천지은, 2016) 으로한것으로구분될수있다. 따라서수도권이외의지역을대상으로출산장려금의효과를분석한연구는상대적으로적으며, 특히충청지역을대상으로한연구는거의없었는데이는충청의많은시군들이수도권에비해서인구감소가빠르고, 고령화정도가높다고볼때다소의아할정도이다. 결국충청지역에서출산장려금정책이출산율을높이는데효과가있었는지를밝히는것은기존연구를확장하는측면에서나이지역의생존과지속적성장을위하여도중요한과제라할것이다. 이러한맥락에서본연구는충청남도의 16개시군과충청북도의 12개시군을대상으로 2000부터 2016년까지출산장려금이합계출산율에미친영향을살펴보고자한다. 충청지역을대상으로하는연구는적어도두가지점에서중요한의미를가진다. 첫째는출산장려금의효과가지역마다다르게나타날수있기때문에전국을대상으로한연구결과를그대로받아들이기어렵다는것이다. 전국을대상으로한분석이출산장려금의평균적인효과를파악하는데는적절할수있으나특정지역의효과는평균과다를수있다. 전국을대상으로한연구에서는대체로출산장려금이긍정적인효과는것으로나타나는반면, 수도권을대상으로한연구에서는효과가없거나미약하다고나타나는것은지역연구의중요성을보여주는것이다. 지역을대상으로하는연구가중요한두번째이유는자치단체의출산율이자신의출산장려금정책이외에자신이속한광역시도의육아, 보육, 출산, 전 2) 이명석 김근세 김대건 (2012) 에따르면 2001 년전남에서는농어촌지역거주여성이출산하였을때 10 만원의장려금을지원하였다. 한편충북영동군과증평군은전입인구에대한장려금지급은이전에도있었으나조례를통한출산장려금지급은 2011 년부터시작하였다.

4 64 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 입지원정책등다양한요인에영향을받는다는것이다. 이러한제도적차이를모두회귀분석에서통제하기는쉽지않기때문에서로이질적인광역시도를포괄하는자치단체를대상으로출산장려금의효과를파악하는것은자칫잘못된결론에도달할수있다. 본연구에서는충청지역으로대상을한정함으로써이지역에속한자치단체가보다동질적인외부조건에있도록하여출산장려금의효과를좀더정확히파악하고자한다. 또한본연구는출산장려금이출산율에미치는효과를파악함에있어방법론에있어서도기존연구와차별을가진다. 기존연구에서한계점으로많이지적된점은출산장려금정책으로인한인구이동 (migration) 을어떻게모형에포함시키는가이다. 이점은이명석 김근세 김대건 (2012) 과박창우 송헌재 (2014) 등에의해서지적되었으며송헌재 김현아 (2014) 와 Hong and Sullivan(2016) 는출산장려금정책이젊은여성들의인구이동에유의미한영향을준다고밝히고있다. 하지만지금까지출산장려금과인구이동, 출산율을동시에모형화한연구는없으며따라서구조적모형 (structural equation model) 을이용하여출산장려금이인구이동과출산율에미치는효과를복합적으로추정한본연구는이분야에중요한공헌을하게될것이다. 추가적으로본연구에서는출산장려금의효과를추정함에있어출산장려금실시여부, 출산장려금실시후지속기간, 출산장려금지원액등다양한방법으로출산장려금정책을측정하고이를추정에사용하고있다. 특히출산장려금이출산율이나인구순유입률에미치는효과가출산장려금도입후증가하다가일정기간후감소할수있다는점을고려할때출산장려금실시후지속기간을변수로사용하는것은출산장려금정책의장기적효과를추정하는데매우유용하다. 3) 기존연구에서많이사용한단일회귀방정식과출산율및인구이동을동시에고려한구조방정식모형을추정한결과, 충청지역의출산장려금정책은합계출산율과 15 49세여성인구의순유입에긍정적인효과를미친것으로추정되었는데출산장려금이출산율에미치는효과는제도도입후약 8년까지는꾸준 3) 대부분의기존연구는출산장려금도입여부나출산장려금지원액의전기 (t-1) 을변수로사용하고있기때문에 1 년후의출산율효과만을추정하고있다고볼수있다.

5 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 65 히증가하고그이후감소하는것으로나타났다. 이러한결과는충청지역에서출산장려금제도가출산율과가임여성의인구유입에장기적인긍정적효과가있다는것을보여준다. 또한기존의여러연구에서밝혀진것과같이출산장려금지원액이증가할수록출산율이증가하는것으로나타나지만이역시일정액이넘어서면증가폭이줄어드는수확체감현상을보이고있다. 본연구의구성은다음과같다. 제Ⅱ장은출산장려금과출산율의관계를살펴본기존연구를최신연구중심으로간략히소개한다. 제Ⅲ장에서는충남과충북의출산장려금제도의연혁과주요내용에대해서설명한다. 제Ⅳ장은분석에사용된자료의소개와기초총계를제시하고, 출산장려금도입전후출산율과 15 49세여성전출입률에대해서살펴본다. 제Ⅴ장은다양한계량모형을설정하고이들의추정결과를제시하며, 마지막으로제Ⅵ장은본연구의결과를요약하고정책적함의를제시한다. Ⅱ. 출산장려금과출산율에관한기존연구 지방자치단체에서실시하고있는출산장려를위한정책수단으로는출산장려금뿐아니라임산부의료비용지원, 난임수술비용지원, 영육아지원금, 출산기념품지급등다양한수단이있다. 여기서는출산장려금또는출산축하금제도에한정하여이들이출산율에미치는효과에대한기존연구를요약하기로한다. 출산장려금이출산율에미치는효과에대한국내연구는비교적최근에이루어졌는데그이유는출산장려금이자치단체에서처음으로등장하기시작한시기가 2000년대초반부터이기때문이다. 앞서언급한바와같이출산장려금의효과에대한기존연구는전국의자치단체를대상으로한연구와수도권을중심으로한연구로구분될수있는데최근의연구를중심으로소개하기로한다. 우선전국을대상으로한최정미 (2010) 는 232개자치단체를대상으로출산장려금과출생아증가율의상관관계를분석한결과출산장려금을평균이상지급하는지역에서출산율이높다는것을보여주고있다. 특히이러한효과는서울과

6 66 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 광역시를제외한지역에서더크게나타나고있다. 허만형 이정철 (2011) 은 2008년까지출산장려금정책이도입된기초자치단체 164개를대상으로분석하였는데출산정책의도입초기에는효과가없었지만 4년이경과한후에그효과가나타난다는것을발견하였다. 하지만이들연구에서는 2008년이후출산장려금을지급한기초자치단체가분석에서빠져있고, 출산정책전후출생율의차이만을검증하고있다. 이명석 김근세 김대건 (2012) 는 2005년부터 2009년까지한국의 230개기초자치단체를대상으로집적시계열 (pooled time series) 분석을이용하여출산장려금의효과를추정하였는데지방자치단체의출산장려금의금액이클수록합계출산율이높아진다는것을확인하였다. 다만, 자치단체의출산장려정책이타지역으로부터의인구유입에의존하는것이라면국가적으로는출산장려금의효과가사라질수있음을지적하고있다. 박창우 송헌재 (2014) 는 년을대상으로우리나라기초자치단체모두를포함하는대표적인표본을구축하여출산장려금이출산율에미치는영향을고정효과모형으로추정하였는데출산장려금이첫째와둘째아이의출생에영향을미쳤고, 일시금으로지급하는것이상대적으로더효과적임을보여주고있다. 하지만이들역시이명석 김근세 김대건 (2012) 과마찬가지로출산장려금정책으로인한노동이주의효과를분석에고려하지못한것을한계로지적하고있다. 이석환 (2014) 은 2001년부터 2010년까지 230개의지방자치단체를대상으로패널분석을하였는데출산장려금이첫째와둘째의출생에긍정적인영향을미쳤으나셋째아이이상의출산에는효과가없다는것을밝혔다. 한편, 이석환은출산정책을도입여부, 도입후경과기간, 출산장려금의합계등다양하게측정하였다는점에서본연구에서사용한출산장려금변수와유사하다. 4) 이승주 문승현 (2017) 은시군구단위를자료를사용하는대신여성가족패널을이용하여출산장려금제도가직장여성의출산의사에어떤영향을미치는지를살펴보았는데출산장려금제도와출산의사사이에양의상관관계가있음을보이고있다. 하지만다른변수를통제한이항로짓분석에서는출산장려금의지 4) 다만이석환 (2014) 은출산장려금도입경과기간이선형 (linear) 으로모형에정의되었으나본연구에서는도입경과기간의 2 차항을포함시켜한계효과가체감할수있도록하였다. 또한출산장려금역시출산율효과가체감하도록 2 차항을모형에포함시켰다.

7 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 67 급여부가출산의사를높이는데영향을주지못하는것으로나타나고있다. 5) 한편특정지역을대상으로한연구로는김일옥 왕희정 정구철 최소영 (2011) 이있는데이들은 2010년서울시에거주하는기혼여성 322명을대상으로한설문조사자료의분석을통하여취업여성에게는출산정책이둘째자녀출산의도에유의미한영향을주는반면, 미취업여성에게는출산의도에영향을주지못한다는것을발견하였다. 서울시를대상으로실제출산율을이용한연구로는석호원 (2011) 이있는데 2005년과 2009년사이서울시 25개자치구를대상으로고정효과모형을추정한결과, 출산장려금이출산율을높이는데효과가없는것으로나타났다. 표본을연령별로구분하였을경우에도모든계층에서출산장려금변수의계수값은통계적으로유의하지않게나타나고있다. 따라서석호원 (2011) 의연구에따르면서울시의출산장려금정책은출산율제고에도움을주기않았다고말할수있다. 민연경 이명석 (2013) 은서울시, 경기도, 인천시지역의 66개기초자치단체를대상으로행정 재정, 문화 복지, 보육 교육요인들이출산율에미치는영향을살펴보았는데보육 교육요인이가장큰영향을주고, 그다음으로행정 재정요인이중요한것으로나타나고있다. 하지만재정요인에포함되어있는출산장려금은출산율에긍정적인영향을미치기는하지만공무원수, 재정자립도, 복지예산등다른재정적요인에비해서는통계적유의성이떨어지는것으로나타났다. 김민곤 천지은 (2016) 은 2012년부터 2014년까지 25개의서울시자치구를대상으로출산장려금이출산율에미치는영향을다중회귀분석을통하여추정하였는데 2012년만출산장려금이출산율을높이는효과가있고, 2013, 2014년은통계적으로유의성이없는것으로나타났다. 또한이러한결과는출생아수를종속변수로하였을경우에도동일하게나타나고있다. 이들은석호원 (2011) 과마찬가지로서울시의출산장려금이실효성이거의없으며따라서전시적인효과보다실질적인효과를거두기위해서는보다근본적인대책이필요하다고주장한다. 5) 출산장려금과출산의사에관한또다른연구로송헌재 김지영 (2013) 이있는데출산장려금이전체여성의출산의사에는영향을주지못한다는점에서는이승주 문승현 (2017) 와동일하지만여성을자녀수로구분할경우, 자녀가한명인가구에는긍정적인영향을준다는점에서차이가있다.

8 68 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 이상으로출산장려금에대한국내연구를종합하여보면전국을대상으로한연구에서는대체로출산장려금이출산율을높이는데긍정적인영향을미쳤지만수도권을대상으로한연구에서는영향이없다고나타난연구들도많이있음을알수있다. 하지만기존의연구들은몇가지한계점을가지고있는데최정미 (2010) 와김민곤 천지은 (2016) 의연구에서와같이아주짧은기간을대상으로횡단면분석에한정되어있거나출생아수증가율의차이만을검증하고있으며, 이명석 김근세 김대건 (2012) 과박창우 송헌재 (2014) 가지적한바와같이자치단체의출산장려금정책이타지역으로부터의인구유입에의존하는것인지가명확하게밝혀지지않고있다. 송헌재 김현아 (2014) 는출산장려금이젊은여성의지역순유입률을높인다는것을보이고있으나이것이그지역의출산율을높이는데어떤역할을했는지에대해서는명확히밝히지않고있다. 따라서출산장려금, 인구이동, 출산율을함께고려한모형의필요성은여전히남아있다할것이다. 출산장려정책과출산율에대한외국의연구는오랜기간동안상당히많은연구가축적되어왔기때문에여기서는주요국가의최근연구만을간략히소개하기로한다. Rawlings et al.(2016) 은호주정부가 2004년시작한아동수당 (baby bonus) 이출산율에미치는영향을 년호주통계청자료를이용하여살펴보았는데, 6) 아동수당이 15 19세여성의모든사회경제적계층에서출산율을증가시켰고, 특히사회경제적지위가낮은계층에서출산율이높아졌다는것을발견하였다. 한편 25 29세여성의경우에는 2004년아동수당이후출산율이오히려감소하였는데이에대해서는충분한설명이제시되지않고있다. 하지만 15 49세전체여성을대상으로할때아동수당이출산율을높이는것으로나타나고있기때문에호주에서아동수당이출산율제고에긍정적인영향을미쳤다는이전의연구 (Drago et. al., 2009; Sinclair, Boymal and De Silva, 2012) 와동일한결과를보인다고말할수있을것이다. Riphahn and Wiynck(2017) 은독일을대상으로 1996년아동수당의개혁이출산율에미치는영향을살펴보았는데출산율에미치는영향이가구소득과자 6) 호주는 2004 년 7 월 1 일부터신생아 1 명에대하여 A$3,000 을지급하기시작하였고, 이금액은 2006 년에 A$4,000, 2008 년에는 A$5,000 로증가되었다 (Rawlings et al., 2016).

9 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 69 녀수에따라변한다는것을발견하였다. 7) 특히이들은출산장려금이저소득층에게는통계적으로유의미한영향을주지못하며, 고소득층에는둘째아이의출산에긍정적인영향을준다고밝히고있다. 논문의결론부분에서이들은현금을지급하는출산장려정책은그리효과적이지못하며특히저소득층에게는더욱비효과적인방법이라는부정적인견해를제시하고있다. 캐나다의출산장려금의효과를추정한대표적인연구로는 Milligan(2005) 이있다. 그는 1980년대퀘벡지역에서실시한출산장려금제도 (Allowance for Newborn Children) 가출산에어떤영향을미쳤는지를출산장려금을지급하지않은캐나다의다른주와비교함으로써추정하고자하였다. 회귀분석결과, 출산장려금이 CAN$1,000 증가하면출산확률이약 16.9% 증가하는것으로나타났다. 하지만연령과가구소득으로여성을구분하였을경우, 젊은여성이나가구소득이낮은계층에서는출산장려금의효과가없다는것을발견하였다. 이러한결과는출산장려금이저소득층에게는효과적이지않다는 Riphahn and Wiynck (2017) 의결과와유사하다. 한편캐나다퀘벡을대상으로한최근연구로는 Ang (2015) 이있는데그는퀘벡정부가실시한부모육아휴직제도와현금을지급한출산장려금제도의출산효과를비교하였다. 인구총조사와노동력조사를이용하여두제도의효과를추정한결과, 부모육아휴직제도가출산장려금보다출산율과노동공급을늘리는데효과적이며제도를운영하는데드는비용도낮은것으로나타났다. 따라서 Ang(2015) 의연구는퀘벡의출산장려금제도의효과자체를부정하는것은아니지만효과나비용측면에서비효율적이라는점을지적한다. 이외에도싱가포르를대상으로한 Chen, Yip and YAP(2018) 은싱가포르의출산율변화를결정하는데미혼여성이나아이가없는기혼여성의영향이가장크지만정부의출산장려정책은셋째아이이상을출산할때장려금을지급하기때문에정책의미스매치가존재하다고지적하고있다. Garganta et al.(2017) 은아르헨티나의자녀보조금이의도치않게출산율을높이는결과를초래하였다 7) 독일은 1996 년이전에는첫째아이에게매달 70DM 을지급하였고, 가구소득에따라둘째아이에게 DM, 셋째아이에게 DM, 넷째아이이상에게 DM 을지급하였는데, 1996 년개혁이후에는소득에상관없이첫째와둘째에게 200DM, 셋째아이에게 300DM, 넷째아이이상에게 35DM 을지급하는것으로바뀌었다.

10 70 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 고보고하고있는데그효과는자녀가없는여성보다는자녀가있는여성에게더크다는것을보여주고있다. 이상외국연구들의결과를종합하면전반적으로출산장려금이출산율을높이는데긍정적인영향을주는것으로나타나지만, 여성의연령과가구소득에따라그효과는달라질수있음을보여준다. 또한우리나라연구가주로자치단체를대상으로이루어진데반하여외국의연구들은개인을단위로하는연구가많다는차이점을보인다. 이러한차이는외국의경우에는출산장려금이주로국가차원에서결정되는반면, 우리나라의경우에는자치단체마다조례제정을통하여출산장려금의도입시기와금액이결정되기때문으로설명될수있을것이다. Ⅲ. 충청지역의출산장려금제도 1. 시군구출산장려금사업의기본틀 2017년현재충남북 26개모든시군이출산장려금사업을시행하고있다. 8) 시군별로도입시기, 지원금액이나지원대상자요건등에는다소차이가있으나지원방식의기본적인틀은거의유사하다. 우선, 모든시군이출산장려금의지원근거를조례로정하고있는데, 그명칭은양육지원이포함된시군도없지않으나대부분 출산 ( 장려금, 축하금 ) 지원에관한조례 나 인구증가시책지원조례 등의명칭으로규정하고있다. 일반적으로 인구증가시책지원조례 에서는출산장려금이외에도전입자지원등다양한인구증가사업이포함되어있다. 9) 8) 충청남도는 2018 년현재 8 개시, 7 개군 (15 개시군 ) 으로구성되어있다. 연기군이 2012 년 7 월세종특별자치시로편입 분리되었고, 당진군이 2012 년 1 월에당진시로승격되었다. 한편충청북도는 2018 년현재 3 개시, 8 개군 (11 개시군 ) 으로구성되어있다. 청원군이 2014 년 7 월청주시와통합하여청주시로출범하였다. 9) 12 개의시군은 2 개의조례를함께설치하고있는데, 2 개의조례를병용하는시군의출산장려금사업의근거는 출산지원에관한조례 에두고있다. 한편당초출산장려금사업을

11 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 71 출산장려금의지원근거를규정한시군조례는기본적으로 저출산 고령사회기본법 의취지에따른것으로볼수있다. 그러나법률규정의해석상필수 위임조례가아닌자치단체가자율적으로제정한직권 임의조례에해당된다. 사업의소요재원도직접적인국고지원없이이루어지고있다. 결국출산장려금지원사업은자치단체의인구증가와출산장려를위해자치단체의자체재원으로수행하는자치단체자체사업중하나이다. 출산장려금지원조례는대체로지원대상, 지원기준, 신청인및지원신청절차등으로구성된다. 지원대상에는신생아부모의의무거주기간등지원대상요건을정하고, 지원기준에서는출산자녀순위에따른출산장려지원금액을정하고있다. 2. 출산장려금도입추이및지속기간 출산장려금은충남북에서는논산시가 2002년최초로도입하기시작하였다. 2005년까지 15개시군이도입하여전체 28개시군 ( 연기군, 청원군포함 ) 의절반이상이시행하게되고이후에도꾸준히늘어나 2012년에는모든시군에도입되기에이른다 ( 표 1 참조 ). 이렇게보았을때출산장려금사업의지속기간은 2018년현재기준으로짧게는 7년, 길게는 17년인셈이다. 전체시군의절반이상에서 13년이상출산장려금지원사업이지속되어온것을알수있다. 충남북시군의출산장려금의평균적인도입시기는 2006년이나절반이상의시군이도입한시기는 2005년으로서전국적인기초자치단체의출산장려금의평균적인확산속도에비추어보았을때다소이른시기에빠른속도로도입, 확산되었다고할수있다 ( 김지영, 2017). 이는상대적으로인구감소의속도가빠른비수도권농어촌시군의위기감이반영된것으로보인다. 한편충남과충북을비교해보면충남의시군이충북의시군보다빠른시기에도입하기시작하였다고할수있다. 충남시군의평균도입시기는 2004년이고, 충북시군의경우는 2009년이다. 충남북전체시군의평균도입시기인 2006년 인구증가시책지원조례 로도입했다가이후에 출산지원에관한조례 를신설하여사업근거조례를변경한시군도 2 곳이있다.

12 72 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 < 표 1> 시군별출산장려금도입시기 충남 도입시기 충북 도입시기 천안시공주시보령시아산시서산시태안군금산군연기군논산시계룡시부여군서천군홍성군청양군예산군당진시 청주시충주시제천시단양군청원군영동군보은군옥천군음성군진천군괴산군증평군 자료 : 법제처자치법규정보시스템. 을기점으로보면충남의경우는 16개시군 ( 연기군포함 ) 모두가도입한상태이고, 충북의경우는 12개시군 ( 청원군포함 ) 가운데 1개시군만도입된것으로조사된다. 충북시군의경우는전국적인기초자치단체의출산장려금의평균적인도입시기에비추어보더라도다소늦은편에속한다고할수있다. 우리나라지방자치단체간의정책확산은일반적으로도단위로진행된다는것을짐작하게하는부분이다. 3. 출산장려금지원규모및지원방식 출산장려지원금액은 2017년현재 1개의시군을제외한모든자치단체가조례및시행규칙에구체적으로명시하고있다. 그리고조례및시행규칙에지원금액을명시한자치단체에서는모두가복수의자녀를지원대상으로하고있으며출산순위에따라차등적으로지원금액을정하고있다. 출산순위가늦어질수록출산장려지원금액이증가하는형태이다.

13 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 73 < 표 2> 는시군별출산율및출산장려금의추이를보여주고있다. 출산장려지원금액은거의모든자치단체가한두차례상향조정해왔기때문에시군별지원금의평균액 ( 자녀수를가중치로사용 ) 도꾸준히증가하는추세를보이고 < 표 2> 시군별출산율및출산장려금의추이 ( 단위 : 명, 백만원 ) 합계출산율 출산장려금 천안시 공주시 보령시 아산시 서산시 태안군 금산군 연기군 논산시 계룡시 부여군 서천군 홍성군 청양군 예산군 당진시 청주 충주 제천 단양 청원 영동 보은 옥천 음성 진천 괴산 증평 주 : 모든자녀에게지급가능한출산장려금의평균을 2015년물가로조정한값.

14 74 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 있다. 10) 시군별지원금의격차도작지않지만출산율의격차도시군별로크게는 2배가까운차이를보이고있다. 출산율은대체로감소추세를보이고있지만감소의속도나기복의양상은시군별로차이를보이고있다. 출산율만보더라도시군별인구변동의양상이나인구정책을둘러싼환경이획일적이지않음을엿볼수있다. 한편 2016년기준출산자녀순위에따른출산장려금의평균금액을보면, 첫째자녀부터여섯자녀까지각각 18만원, 36만원, 88만원, 112만원, 145만원, 144만원이다. 출산순위에따른지원금의시군별표준편차는첫째, 둘째, 셋째, 넷째, 다섯째, 여섯째가각각 26만원, 46만원, 107만원, 166만원, 251만원, 255만원으로서평균금액이증가하면서편차도커지는경향을보인다. [ 그림 1] 은 2016년현재시군별자녀수에따른출산장려금현황을하나의그래프로보여준다. 출산장려금의지원규모는시군별로차이가적지않다. 대부분의자치단체가지원대상을첫째자녀부터포함시키고있지만, 둘째, 셋째자녀부터적용하는자치단체도있다. 그리고순차적으로차등지원하는자녀 [ 그림 1] 시군별자녀수에따른출산장려금현황 (2016 년 ) 주 : 횡축번호의시군은다음과같다. 1( 천안시 ), 2( 공주시 ), 3( 보령시 ), 4( 아산시 ), 5( 서산시 ), 6( 태안군 ), 7( 금산군 ), 8( 연기군 ), 9( 논산시 ), 10( 계룡시 ), 11( 부여군 ), 12( 서천군 ), 13( 홍성군 ), 14( 청양군 ), 15( 예산군 ), 16( 당진시 ), 17( 청주시 ), 18( 충주시 ), 19( 제천시 ), 20( 단양군 ), 21( 청원군 ), 22( 영동군 ), 23( 보은군 ), 24( 옥천군 ), 25( 음성군 ), 26( 진천군 ), 27( 괴산군 ), 28( 증평군 ). 10) 모든자치단체가지원자녀수를제한하고있지않기때문에이론상으로는지원금액의상한선이없다고도할수있다.

15 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 75 수도자치단체별로차이가있다. 또한출산순위에따라출산지원금의규모가커지면서시군별로지원금의격차도커짐을알수있다. 지원대상의요건으로서는모든자치단체가출생아부모나출생아의주민등록과실거주를요건으로하고있다. 별도의의무거주기간을부과하지않는자치단체도없지않지만대부분의자치단체에서는일정기간의거주를의무화하고있다. 의무거주기간의산정기준은출생일이전과이후, 혹은출생전후등다양하다. 그러나많은자치단체가출생일이전부터일정기간의거주를요건으로하고있다. 의무거주기간도 3개월, 6개월, 12개월등다양하다. 지원금의지급방식은일시금지급, 분할지급등의방식이혼용되고있다. 전체자치단체의 2/3에가까운자치단체가자녀수에관계없이일시금으로지원하고있다. 분할지급하는자치단체에서는대체로지원금이크지않은자녀까지는일시금으로지급하고지원금의규모가커질경우수년에걸쳐분할지원하는자치단체가많다. 월별로분할지급하는자치단체도없지않다. 분할지원하는것은예산의압박을피하기위한이유에서뿐만아니라출산이후에도계속해당자치단체의거주를유도하기위한사업의도가있는것으로보인다. Ⅳ. 자료소개및기초분석 1. 자료소개 출산장려금의출산율효과를분석하기위해서다양한출처의자료를사용하였다. 우선출산장려금에대한정보는자치단체별도입시기, 자녀에따른지급금액등이포함되는데이에대한자료는행정안전부에서운영하는자치법규정보시스템에서제공하는출산장려금지원조례와인구증가시책지원조례를통하여구하였으며, 이들조례로도명확하지않을경우에는지방자치단체인구정책사례집을참조하였다. 이들자료를토대로자치단체별출산장려금의도입시기와연도별지급가능한출산장려금총액을계산하였다. 출산율과노동이동을측정하는변수로는각각합계출산율과여성순유입률

16 76 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 을사용하였는데이들에대한정보는통계청의 KOSIS를통하여구해졌다. 합계출산율은가임여성이평생동안낳을수있는아이수를나타내는데연령별출산율의총합이며, 허만형 이정철 (2011), 이석환 (2014) 등많은연구에서출산율지표로사용하였다. 여성순유입률은 15 49세여성의전입자수와전출자수의차이를해당연령의여성인구로나눈것이다. 이변수역시송헌재 김현아 (2014) 을비롯한인구이동문헌에서많이사용되는지표이다. 통제변수로는 15 49세여성대졸비중, 남편의연령, 부인의연령, 조혼인율, 조이혼율, 1인당 GRDP, 65세이상비중, 유아천명당보육시설수, 인구증가율등이사용되었으며이들은대부분기존의연구에서사용된변수들이다. 이들변수에대한정보는마찬가지로통계청의 KOSIS를이용하였다. < 표 3> 은분석에사용된변수들의주요통계치를보여주고있다. 분석대상은 년충남의 16개, 충북의 12개자치단체인데이중연기군은 2012년 < 표 3> 변수의기초통계 ( 년, 충청지역시군구 ) 변수 관측수 평균 표준편차 최소값 최대값 합계출산율 여성순유입률 출산장려금 ( 더미 ) 출산장려금도입연도 출산장려금지속기간 실질출산장려금 ( 만원 ) 여성대졸비중 남편연령 아내연령 조혼인율 조이혼율 인당 GRDP( 백만원 ) 세이상비중 보육시설수 ( 유아천명당 ) 인구증가율 충남더미 주 : 실질출산장려금합계는명목금액을 2015년도지역물가로조정한것임. 조혼인율과조이혼율은혼인건수와이혼건수를당해연도연앙인구로나눈것임. 관측수가가장적은변수는 1인당 GRDP인데현재 2015년까지자료가가능한상태임. 또한충남연기군은 2012년부터세종시로편입되었고, 청원군은 2014년부터청주로편입되어그이후 GRDP 자료는누락된상태임.

17 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 77 부터세종시로편입되었고, 창원군은 2014년부터청주시청원구로통합되었기때문에이기간이후에는독립적인관측치가없다. 또한시군구 GRDP는현재 2015년까지만자료가가능하다. 마지막으로시군의통합으로인하여인구성장률이나순유입률의이상치 (outlier) 가나타나이들을표본에서제거하였다. 따라서사용된자료는불균형패널자료이라고할수있다. 우선합계출산율을보면동기간동안평균이 1.38명이고최저는 0.92명, 최고는 1.95명으로나타나고있는데최저치는 2013년도충북괴산이며, 최대치는 2015년도당진시에해당한다. 여성의순유입률의평균은 -1% 로나타나충청지역자치단체는평균적으로인구유출을경험하고있다고볼수있으며, 순유입률의격차는 -8.7%(2001년괴산시 ) 에서 10.3%(2007년당진시 ) 로나타나지역간편차가매우크다는것을알수있다. 출산장려금은전체 년기간중 67.8% 가지급되었으며, 평균적인도입연도는 2006년이다. 가장빨리도입된지역은충남의논산시이며, 가장늦게도입된지역은충북의단양, 영동, 증평이다. 출산장려금지속기간의전체평균은약 3.4년인데, 출산장려금을도입한후만을대상으로했을때는지속기간의평균은약 5.6년으로나타나고있다. 실질출산장려금의합계는 2015년물가수준으로자녀수에따라지급되는모든장려금을합한것인데평균이약 99 만원이며최고 739만원 (2015년청양군 ) 까지지급되고있다. 11) 여성대졸비중은 15 49세여성중전문대학교이상을졸업한여성의비중인데평균 25.6% 로나타나고있으며, 시군별평균초혼연령은남성이 31.22세, 여성이 27.73세로약 4살의차이를보이고있다. 조혼인율과조이혼율은혼인건수와이혼건수를당해연도연앙인구로나눈것인데조혼인율이조이혼율의약 2.5배를보인다. 1인당 GRDP는 2015년물가로측정된것인데충청지역의평균은약 29백원이고가장낮은지역은 10백만원 (2006년계룡시 ), 가장높은지역은 106백만원 (2015년아산시 ) 을보이고있다. 12) 년충청지역 65세이상의비중은평균 19.94% 로거의초고령사회에진입하고있으며고령자비중이가장높은지역은 40.3% 로 2016년충남 11) 이것도실제로출산장려금이도입된시기만의평균은계산하면 931 만원이다. 12) 충북의 1 인당 GRDP 평균은약 27 백만원, 충남은 29 백만원으로충남이약 2 백만원더높게나타나고있다.

18 78 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 서천군이여기에해당된다. 유아천명당평균보육시설은 12.9개로나타나며지역간큰편차를보이고있다. 또한연평균인구증가율은거의 0% 에해당되는데최저 -6%(2012년공주시 ) 에서, 최고 10.3%(2005년계룡시 ) 까지나타나고있다. < 표 4> 는주요변수들의상관관계를보여주고있다. 여성의순유입률이증가할수록해당지역의출산율은높게나타나고있다. 출산장려금여부, 출산장려금지속기간, 출산장려금합계는모두출산율과정 (positive) 의상관관계를가지며통계적유의성도보이고있다. 여성의학력수준도출산율과정의관계를가지는것으로나타나며, 남편의연령은출산율과부 (negative) 의관계를보이나통계적으로는유의하지않으며, 부인의연령은예상과는다르게정의상관관계를가지나통계적유의성은없다. 조혼인율과조이혼율은출산율과정의관계를보이나, 후자의경우에는통계적유의성이없다. 1인당소득은조혼인율과마찬가지로출산율과매우강한정의상관관계를가지는것으로추정된다. 마지막으로보육시설수가증가하면합계출산율도증가하는것으로나타나는데통계적으로는유의하지않다. < 표 4> 변수의상관계수 ( 년, 충청지역시군구 ) 합계출산율 여성순유입률 출산장려금더미 출산장려금지속기간 출산장려금합계 여성대졸비중 남편연령 아내연령 조혼인율 조이혼율 1인당보육 GRDP 시설수 합계출산율 1 여성순유입률 0.372* 1 출산장려금더미 0.130* 0.309* 1 출산장려금지속기간 0.114* 0.196* 0.636* 1 출산장려금 0.166* 0.259* 0.524* 0.528* 1 여성대졸비중 0.175* 0.420* 0.640* 0.758* 0.435* 1 남편연령 * 0.642* 0.656* 0.511* 0.580* 1 아내연령 * 0.712* 0.786* * 0.839* 1 조혼인율 0.554* 0.519* * * * * 1 조이혼율 * * * * * * * 0.459* 1 1인당 GRDP * 0.425* 0.222* 0.267* 0.245* 0.207* 0.141* 0.210* 0.604* 0.278* 1 보육시설수 * 0.608* 0.749* 0.317* 0.740* 0.597* 0.731* * 1 주 :* 는 95% 수준에서통계적으로유의.

19 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 79 한편출산장려금여부, 출산장려금지속기간, 출산장려금합계모두여성의순유입률과정의관계를가지며통계적으로도유의하게나타나고있다. 이는출산장려금이여성의순유입률을높여결과적으로는합계출산율을높이는역할을하였을가능성을제시한다. 즉여성의순유입률이출산장려금정책과출산율사이의매개변수로작용하였을가능성이있다. 해당지역의여성의학력이높을수록, 부부의연령이높을수록그지역의순유입이증가하는것으로나타나며, 혼인율과이혼율역시순유입률과정의상관관계를가지는것으로나타나나후자의경우에는인과관계를나타낸다고보기는어렵고가성상관 (spurious correlation) 일수있다. 자치단체의소득이높을수록, 보육시설수가증가할수록여성의순유입률이증가하는것은예상과다르지않다. < 표 4> 의결과는단순히변수들사이의상관관계를나타내기때문에인과관계를설명하기에는부족하다. 이에대해서는회귀분석을통하여검토하기로한다. 2. 출산장려금정책도입전후출산율및여성순유입률변화 회귀분석을통하여출산장려금이출산율과여성의순유입률에어떤영향을미치는지를살펴보기에앞서출산장려금의도입전후출산율과순유입률이어떻게변했는지그래프로살펴보는것은유용하다. 이를위하여자료를재구성하였는데각자치단체별로출산장려금을도입한해를 0으로정하고모든자치단체를도입한해를기준으로다시정렬하였다. 따라서만약출산장려금정책변수 (policyyear) 가 -5이면이는장려금도입 5년전을의미하며, +3이면도입후 3년이경과한해를의미한다. [ 그림 2] 은출산장려금정책도입전후의출산율변화를보여준다. [ 그림 2] 를보면출산율은출산장려금도입약 4년전부터점점감소하다가출산장려금을도입한해에반등하고, 그이후증가하는경향을보이고있다. 출산장려금의효과는제도도입 3년후부터크게나타나고그이후약간감소하다가 7년부터다시회복하고그이후다시감소하고있다. 하지만출산장려금으로인해상승한출산율수준은장려금도입 4년전수준을크게상회하지

20 80 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 [ 그림 2] 출산장려금도입전후의출산율 ( 년, 충청시군구 ) (mean) birthrate p o lic y y e a r ( m e a n ) b ir th r a t e m a x /m in ( m e a n ) b ir th r a t e 주 : 점은평균을나타내고점위와아래선은 95% 신뢰구간을의미. [ 그림 3] 출산장려금도입전후의여성인구순유입률 ( 년, 충청시군구 ) (mean) fem_netrate policyyear (m e an) fem _n etrate m ax/m in (m e an) fem _n etrate 주 : 점은평균을나타내고점위와아래선은 95% 신뢰구간을의미. 는못하고있다. 특히출산장려금제도이전 4년전부터출산율은지속적으로감소하는데이는충청지역의자치단체대부분이출산장려금도입이전에출산율감소를체감하고있었다는것을알수있다. 만약이러한현상이자연스러운출산율감소경향이라면문제가없지만출산장려금을받을것을기대하면서여성이의도적으로출산을낮춘것이라면이는출산장려금의출산율효과를과대추정하게만들수있다. 따라서추후장려금의출산율효과를추정할때이점을고려할필요가있다. 13)

21 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 81 다음으로출산장려금도입전후 15 49세여성의순유입률은 [ 그림 3] 에제시된다. 출산장려금도입전후모두순유입률이음수를나타내고있어충청지역은전반적으로인구유출지역이라고할수있다. 하지만출산장려금제도도입전후를비교하면도입이전보다는도입이후에순유입률이증가하고있음을알수있다. < 표 4> 에서출산장려금더미와순유입률사이에정의상관관계를보이는것도이러한이유에서라고볼수있다. 하지만출산장려금이후시간이지남에따라순유입률이증가했다고는볼수없으며, 출산장려금도입이전부터순유입률이증가하고있었기때문에제도도입후순유입률증가를출산장려금의효과로보기도어렵다. 한편출산장려금도입 2, 3년전과비교하여 1년전에순유입률이증가한것은출산장려금의혜택을보기위하여해당자치단체로여성들이이동했을가능성을보인다. 따라서만약이러한점을고려하지않는다면출산장려금으로인한순유입률효과는과소추정될가능성이있다. 여기서도제도도입으로인한여성의사전적 (prior) 이동을통제하기위해서출산장려금도입 1년전의표본을추정에서제외하는것이의미있는작업이될것이라고여겨진다. [ 그림 4] 는순유입률의변화의내용을살펴보기위하여유입률과유출률을각각제시하고있다. 우선유입률을보면출산장려금도입 2년전부터유입률이서서히증가하다가도입 2년후에정점에달하고그다음부터는다시감소하는것으로나타나고있다. 따라서출산장려금의유입효과가존재한다면그것은단기적이라고보여진다. 한편유출률은출산장려금도입 3년전부터서서히증가하다가도입한해에는증가가멈추고, 도입 3년후부터는감소하는현상을보이고있다. 따라서출산장려금이해당지역의여성유출을막는데어느정도효과가있었다고말할수있을것이다. 또한유출률감소현상이출산장려금도입후 9년까지나타나기때문에장기적영향이있는것으로보여진다. 출산장려금도입후순유입률 13) 만약출산장려금을받기위하여출산을의도적으로늦춘것이라면전체출산율은변함이없지만출산장려금의효과는긍정적으로나타날수있다. 김대일 유경준 (2008) 은클린사업장지원금의재해율감소효과를추정하였는데지원금을신청한사업장의신청 1 년전재해율이크게증가한것을발견하였고이문제를해결하기위하여추정시 1 년전자료를제거하였다. 우리의경우에도여성이출산을 1 년이상늦추기는어렵다고보고출산장려금도입 1 년전의자료를제거하고회귀분석하는것을추가로고려할것이다.

22 82 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 [ 그림 4] 출산장려금도입전후의여성유입률과유출률 ( 년, 충청시군구 ) (a) 유입률 (b) 유출률 (mean) fem_inrate (mean) fem_outrate policyyear policyyear (mean) fem_inrate (mean) fem_inrate max/min (mean) fem_outrate (mean) fem_outrate max/min 주 : 점은평균을나타내고점위와아래선은 95% 신뢰구간을의미. 이다소증가한것으로나타나는 [ 그림 4] 의결과는출산장려금이후유입률의증가보다는유출률의감소에기인한것으로판단된다. Ⅴ. 출산장려금이출산율에미치는효과 1. 단일함수추정 여기서는단일함수 (single equation) 를이용하여출산장려금이출산율에미치는효과를추정하고자한다. 단일함수모형은여성순유입률을고려하지않고출산장려금의효과를살펴보는모형으로축약형모형 (reduced form model) 이라고말할수있으며기존의많은연구자들이사용했던방식이다. 14) 구체적으로출산율함수는다음과같이설정된다. 14) 순수한축약형모형이라고는할수없는데그이유는여성순유입률에영향을미치는변수들이출산율함수에모두포함되지않기때문이다. 따라서여기사용된모형설정 (model specification) 은기존연구를따른다고할수있다. 이는기존연구결과와비교하는데유용할수있다.

23 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 83 (1) 위에서 는 자치단체의 년도의합계출산율을나타내며, 은 년의출산장려금정책변수이며, 는여성대졸비중, 남편의초혼연령, 아내의초혼연령, 조혼인율, 조이혼율, 1인당소득, 보육시설수, 그리고충남더미변수를포함한다. 이러한변수들은박창우 송헌재 (2014) 등선행연구에따라 1년전의값을사용한다. 변수는세가지로측정되는데, 첫째는출산장려금실시여부 ( 더미변수 ) 이며이경우에는식 (1) 의제곱항은추정에포함되지않는다. 둘째는출산장려금도입후지속지간이다. 이변수는이석환 (2014) 에서도사용되었다. 다만이석환 (2014) 과의차이점은식 (1) 의경우 2차항을포함하고있어지속기간의효과가체증또는체감할수있도록허용하고있다는것이다. 셋째는출산장려금합계변수이다. 이는자녀출산으로받을수있는최대의금액이며이역시 2차항을포함함다. 이금액은시간에따라변하기때문에 2015년물가수준으로환산되었다. 만약출산율이 로포착되지않은자치단체의특성과관련이있고, 보이지않은특성과출산장려금정책과관련이있다면, 이 0 이되지않을수있다. 이경우 OLS는편의된추정치를제공할수있다. 따라서좀더일반적인모형은고정효과모형을설정하는것일것이다. 15) 즉, 식 (1) 의오차항을다음과같이정의한다. (2) 식 (1) 을고정효과로추정한결과는 < 표 5> 에제시된다. 출산장려금더미변수는양수이지만통계적으로는유의하지않게나타나고있다. 따라서출산장려금도입여부만으로는출산율의증가를설명하기어렵다고할수있다. 하지만출산장려금지속기간과출산장려금액수는출산율을증가시키는것으로나타나며적어도 90% 수준에서통계적유의성을보이고있다. 이러한결과는이명 15) 물론 Hausman Test 를통하여고정효과모형과임의효과모형을선택할수는있으나임의효과모형일경우추정치가효율적이라는것만을빼고는 OLS 와크게다르지않다. 따라서우리는모형의잘못된설정이더심각한결과를초래할수있는고정효과모형을가정한다.

24 84 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 석 김근세 김대건 (2012), 박창우 송헌재 (2014) 의연구결과와일치하나, 차이점은본연구에서는 2차항을포함시켜서출산율효과가체감할수있도록허용한것이다. 출산장려금지속기간과제곱항의계수를이용하면출산장려금도입 8년이지나면출산율효과가감소하는것으로추정되며, 출산장려금은 2백 25만원이넘으면출산율효과가감소하는것으로추정된다. 참고로임의효과추정결과는 < 부표 1> 에제시되는데질적인결과는다르지않음을알수있다. < 표 5> 의마지막열은출산장려금액수를변수로하는모형에시간더미를포함한결과이다. 제Ⅲ장에서보았듯이출산장려금의크기는시간에따라꾸준 < 표 5> 합계출산율함수의추정결과 (1) (2) (3) (4) 출산장려금 ( 더미 ) 0.008(0.021) - - 출산장려금지속기간 (0.008)** - 출산장려금지속기간제곱 (0.0005)* - 출산장려금 (0.019)* 0.024(0.015)* 출산장려금제곱 (0.004)** (0.003)* 여성대졸비중 0.024(0.456) (0.462) 0.036(0.457) 0.230(0.408) 남편연령 (0.014) (0.014) (0.012) (0.011)* 아내연령 0.028(0.019) 0.015(0.022) 0.024(0.019) 0.004(0.015) 조혼인율 98.66(7.75)** 96.46(7.80)** 96.91(7.74)** (11.60)** 조이혼율 15.27(17.39) 17.87(17.29) 19.01(17.38) 1.902(19.87) 1인당 GRDP 0.004(0.001)** 0.004(0.001)** 0.003(0.001)** 0.003(0.001)** 보육시설수 0.001(0.006) 0.001(0.006) 0.001(0.006) (0.004) 상수 0.347(0.572) 0.886(0.647) 0.542(0.550) 1.218(0.444)** sigma_α sigma_v rho 지역고정효과 포함 포함 포함 포함 시간더미 비포함 비포함 비포함 포함 R-square obs 주 : 괄호안의수치는 28개자치단체를고려한 clustered 표준오차임. ** 는 95% 에서유 의, * 는 90% 에서유의성을나타냄. sigma_α는자치단체고정효과값의범위를나 타내며, rho는오차항의분산중고정효과의분산이차지하는비중을나타냄. (2) 열의추정에 2000~2016년연도더미도포함시켜보았으나출산장려금지속기간과 의다중공산성이너무커서거의모든연도더미와다른변수들도통계적으로유의 하지않았기때문에연도더미를포함하지않았음.

25 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 85 히증가하였다. 따라서출산장려금과시간더미사이에상당한다중공산성이존재한다고볼수있다. (4) 열의추정결과를보면시간을통제하지않은 (3) 열과비교하여출산장려금과출산장려금의제곱의계수의크기가줄어들고그효과도약화되었음을알수있다. 하지만두변수모두 90% 수준의통계적유의성은가지기때문에출산장려금이출산율에어느정도는긍정적영향을미쳤다고판단된다. 출산장려금과출산장려금의제곱의계수에따르면약 250만원이넘으면출산장려금의출산율제고효과가감소하는것으로추정된다. 출산율에영향을미치는다른변수들을보면, 남편의연령은음의효과를, 아내의연령은양의효과를보이는것으로나타나고있으나이들계수들은전반적으로통계적으로유의하지않다. 조혼인율은출산율을높이는것으로나타나며통계적으로도매우유의하게나타나고있다. 한편조이혼율의계수는예상과는달리양수로나타나지만통계적유의성은없다. 1인당 GRDP는출산율을높이는것으로나타나고통계적으로도유의하다. 보육시설수의계수는대부분양수이나통계적유의성은없다. 16) 앞서제Ⅳ장의출산장려금도입전후의출산율을나타낸그림에서제도도입직전에출산율이감소하는경향이있음을발견하였다. 이는출산장려금의혜택을보기위해서출산을지연하는효과가있음을암시한다. 따라서 < 표 5> 의결과가얼마나강건한지를살펴보기위하여출산장려금도입 1년전의자료를표본에서제외하고식 (1) 을재추정하였으며그결과는 < 부표 2> 에제시된다. 표에나타난출산장려금이출산율에미치는추정결과를보면대부분의경우에는 < 표 5> 와크게다르지않지만, 시간더미를통제한경우출산장려금액수가출산율에미치는효과는다소차이를보이고있다. 시간더미를포함하지않은경우 ((3) 열 ) 에는출산장려금이높을수록여전히출산율이높아지는것으로나타났지만, 시간더미를포함할경우 ((4) 열 ) 에는출산장려금액수와그제곱항이통계적으로유의하지않게나타나고있다. 따라서여성이출산장려금을받기위하여출산을늦추었을가능성을완전히배제하기는어렵다. 하지만출산장려금 16) 박창우 송헌재 (2014) 에서는보육시설수의계수가음수이며통계적으로도유의하게나타나고있다. 이들은이러한결과를역의인과관계즉, 출산율이낮으니까보육시설을늘리는것으로해석할수있다고말하고있다. < 표 3> 에서는적어도이러한관계는나타나고있지않다.

26 86 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 액수와그제곱항의계수의크기가 < 표 5> 와 < 부표 2> 사이에큰차이를보이지않고있기때문에이러한결과가단순히추정에사용된표본수가줄어서일가능성도존재한다. 이부분에대해서는분석에사용되는자치단체를추가하거나좀더긴시계열을확보하여표본수를늘린다음재확인할필요가있다. 앞서기존연구에서출산장려금의긍정적효과가가임여성의이주를통하여이루어졌을가능성을제시하였다. 이문제를고려하는가장단순한방법은여성의순유입률을식 (1) 에통제변수로포함시키는것이다. 즉여성의순유입률이동일할때출산장려금의출산율제고효과를살펴볼수있다. < 표 6> 는여성의순유입률 (1년전 ) 을통제변수로포함한추정결과이다. < 표 6> 여성의순유입률을포함한합계출산율함수의추정결과 (1) (2) (3) (4) 출산장려금 ( 더미 ) 0.006(0.021) 출산장려금지속기간 (0.008)** - - 출산장려금지속기간제곱 (0.0006)* - - 출산장려금 (0.019)* 0.022(0.015) 출산장려금제곱 (0.004)** (0.003)* 여성순유입률 0.222(0.287) 0.254(0.295) 0.220(0.299) 0.272(0.259) 여성대졸비중 (0.471) (0.503) 0.004(0.468) 0.154(0.414) 남편연령 (0.014) (0.013) (0.012) (0.011)* 아내연령 0.027(0.019) 0.016(0.021) 0.024(0.019) 0.003(0.015) 조혼인율 97.19(8.024)** 94.98(8.568)** 95.32(8.305)** 85.41(11.61)** 조이혼율 13.39(18.44) 14.87(18.49) 17.37(18.21) (20.10) 1인당 GRDP 0.004(0.001)** 0.004(0.001)** 0.003(0.001)** 0.004(0.001)** 보육시설수 0.002(0.006) 0.001(0.006) 0.002(0.006) 0.000(0.004) 상수 0.401(0.566) 0.742(0.600) 0.596(0.553) 1.260(0.446)** sigma_α sigma_v rho 지역고정효과 포함 포함 포함 포함 시간더미 비포함 비포함 비포함 포함 R-square obs 주 :< 표 5> 의각주와동일.

27 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 87 여성의순유입률변수를보면, 모든모형에서양수로나타나지역으로의순유입률이증가할수록해당지역의출산율도높아진다고말할수있다. 하지만 t-값이최대 1.1로나타나기때문에통계적유의성은매우낮다. 다만, 시간을통제한 (4) 열의경우순유입률의계수가좀더커지고, 출산장려금액수의계수는감소하는현상을보이고있어, 순유입률을통제할경우출산장려금의영향이감소하는것으로나타나고있다. 하지만이러한결과는순유입률이외생적이라는가정하에얻어진것이다. 즉출산장려금자체가지역으로의순유입률에영향을미칠수있는가능성을배제하고있다. 이를해결하기위해서이하에서는구조적모형을고려하고자한다. 2. 구조적모형추정 단일함수모형에서는출산율과여성의순유입률의상호관계를무시하고있다. 즉단일함수모형에서는순유입률자체가내생적일수있다는것을고려하지않고있다. 여기서는출산장려금이출산율뿐아니라순유입률에도영향을미치는것으로간주하여이들변수들간의관계를동시에살펴보고자한다. 한지역의출산장려금이그지역으로의순유입률에미치는영향을추정하는것은그자체로매우복잡하다. 김현아 (2008), 송헌재 김현아 (2014) 등은지역간인구이동의결정요인을추정하였는데순유입률에미치는다양한변수를해당지역과비교지역간의상대비율로측정하여회귀분석에사용하고있다. 특히송헌재 김현아 (2014) 는출산장려금이지역의순유입률에미치는영향을추정하였는데출산장려금의상대적비율이높을수록젊은여성의유입에긍정적인영향을미친다는것을발견하였다. 추정될구조적모형은 [ 그림 5] 와같이표시될수있다. 즉구조적모형은출산장려금이출산율에직접적인영향을미칠뿐아니라순유입률을통하여출산율에간접적으로영향을미칠수있도록설정되고있다. 만약출산율이가임여성의순유입률을통하여주로증가하는것이라면순유입률을모형에포함시켰을경우출산장려금의직접효과는사라질가능성이높다. 그반대로출산율증가가여성의순유입률의증가에기인하기보다는기존의거주여성의출산

28 88 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 [ 그림 5] 출산율과순유입률의구조모형 증가로나타나는것이라면출산장려금의직접효과는여전히중요하게나타날것이다. [ 그림 5] 를식으로표시하면식 (3) 및 (4) 와같다. 식 (3) 은원칙적으로식 (1) 에여성의순유입률을변수로포함시킨것과같다. 따라서식 (3) 만을독자적으로추정한다면 < 표 5> 의결과와동일하다. 식 (4) 는순유입률을종속변수로한식인데 는 지역의순유입률을나타낸다. 좀더세부적인모형에서는순유입률이 로정의되며이경우 지역과 지역사이의순유입률로정의될수있다. 우리의경우에는 지역과 지역 ( 를제외한나머지지역 ) 사이의순유입률로정의된다. 17) 식 (4) 의통제변수들도 지역과 지역사이의상대비율로측정된다. 통제변수로는출산장려금외에자치단체의경제성장률, 조혼인율, 조이혼율, 보육시설수, 노인부양비, 재정자립도, 해당자치단체를포함한인접지역의출산장려금확산정도등이사용된다. 특히재정자립도는그지역의어메너티 (amenity) 를확보하는데도움이된다는점에서중요한변수가될수있다. 17) 따라서 로정의될수있다. 또한 지역은 지역을제 외한나머지충청지역으로한정하기로한다. 충청지역의인구이동을보면 년 동안평균적으로충청지역내인구이동이전체의약 65% 이상을차지하고있다.

29 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 89 (3) (4) 구조적모형에서문제가되는것은순유입률에포함된상대적출산장려금을어떻게측정하는가이다. 여기서는김현아 (2008), 송헌재 김현아 (2014) 등을따라해당지역의평균출산장려금과그지역을제외한나머지지역의평균출산장려금의비율을기본모형으로삼았다. 그이유는앞서 < 표 5> 와 < 표 6> 에서출산장려금은더미와지속기간으로도측정하였는데이들에대한상대적비율을구하는것은개념적으로쉽지않기때문이다. 식 (3) 과 (4) 의추정은 MLE를사용하였으며출산율과순유입률함수각각 27개의시군의더미변수를포함시켰다. 따라서고정효과모형과동일하다고할수있다. 또한, 과 가독립적인경우와상관관계가있는경우두가지를모두추정하였으며, 시간을통제한것과통제하지않은경우도각각추정하였다. < 표 7> 은구조적모형의추정결과를보여준다. 모형 1은시간더미를포함하지않은것인데 (1) 열은출산율과순유입률함수사이의오차항이서로독립적이라는가정아래추정된결과이고, (2) 열은두오차항사이에상관관계가존재할수있음을허용하고추정한결과이다. 우선 (2) 열의오차항사이의공분산을보면양수이면서 90% 수준에서통계적으로유의하게나타나고있다. 따라서순유입률이증가할수록출산율이증가하는관계가존재한다고말할수있을것이다. 하지만출산율함수에나타난순유입률변수는양의계수를가지지만통계적으로는유의하지않게나타나고있어여성의순유입률증가로인한출산율의직접적인증가는크지않다고볼수있다. 이러한결과는 < 표 6> 의추정결과와도일관성을가진다. 모형 2는시간더미를포함하여추정한결과인데, 출산장려금과그제곱항의통계적유의성이낮아지고는있지만여전히 90% 신뢰수준에서는출산장려금이출산율을높이는데긍정적인효과가있는것으로나타나고있다. 흥미로운

30 90 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 것은시간더미를포함하여도출산장려금이여성의순유입률에미치는영향은매우높은통계적유의성을보인다는것이다. 이는송헌재 김현아 (2014) 의연구결과를재확인해주는것이며출산장려금은출산율제고효과보다는지역으로의여성인구유입에더효과가클수있음을시사한다. < 표 7> 출산율과순유입률의구조적모형추정결과 출산율 모형 1 모형 2 (1) (2) (3) (4) 출산장려금 0.035(0.015)** 0.038(0.015)** 0.022(0.014)* 0.022(0.014)* 출산장려금제곱 (0.003)** (0.003)** (0.002)* (0.002)* 여성순유입률 0.220(0.270) 0.077(0.281) 0.272(0.242) 0.146(0.251) 여성대졸비중 0.004(0.252) (0.252) 0.154(0.387) 0.105(0.386) 남편연령 (0.010)* (0.010)** (0.010)* (0.010)* 아내연령 0.024(0.015) 0.024(0.015) 0.003(0.014) 0.003(0.014) 조혼인율 95.32(9.633)** 95.43(9.620)** 85.41(10.84)** 85.79(10.83)** 조이혼율 17.37(18.47) 18.35(18.48) (18.78) 1.311(18.82) 1인당 GRDP 0.003(0.001)** 0.004(0.001)** 0.004(0.001)** 0.004(0.001)** 보육시설수 0.002(0.003) 0.002(0.003) (0.003) (0.003) 상수 0.370(0.341) 0.386(0.341) 1.054(0.486) 1.092(0.484)** 시간더미 비포함 비포함 포함 포함 여성의순유입률상대출산장려금 0.002(0.001)** (0.0001)** 0.003(0.001)** 0.003(0.001)** 상대출산장려금제곱 -1.3e-5(0.000)** -1.4e-5(0.000)** -1.3e-5(0.000)** -1.4e-5(0.000)** 상대성장률 ( ) (0.0001) (0.0001) (0.0001) 상대재정자립도 0.011(0.006)* 0.011(0.006)** 0.013(0.005)** 0.014(0.005)** 상대보육시설수 (0.009)** (0.009)** (0.008)** (0.008)** 상대노인부양비 0.011(0.008) 0.011(0.009) 0.007(0.008) 0.006(0.008) 상대혼인율 (0.011) (0.011) (0.011) (0.011) 상대이혼율 0.041(0.009)** 0.042(0.009)** 0.041(0.009)** 0.041(0.009)** 상대출산장려금확산 0.066(0.015)** 0.065(0.015)** (0.026) (0.026) 상수 (0.025) (0.025) (0.024) (0.024) 시간더미 비포함 비포함 포함 포함 v( ) 0.008(0.001)** 0.008(0.001)** 0.006(0.0004)** 0.006(0.0004)** v( ) ( )** 0.003(0.0002)** ( )** ( )** cov(, ) (0.0001)* ( )* Log-Likelihood obs 주 :** 는 95% 에서유의, * 는 90% 에서유의성을나타냄. 출산율함수와순유입률함 수에각각 27개시군구포함하였음. v는분산, cov는공분산을나타냄.

31 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 91 결론적으로위의결과는해당지역으로의여성의순유입을고려하더라도출산장려금의출산율제고효과는여전히중요하게나타나고있음을확인해준다. 또한출산장려금의상대적크기는그지역으로의여성인구유입에도매우큰영향을미치고있다는것을보여준다. 따라서출산장려금은해당지역으로의여성인구의유입에긍정적인영향을주나그것이직접적으로출산율에미치는영향은크지않으며그보다는오히려그지역에거주하는여성의출산에더긍정적인영향을미치는것으로보여진다. < 표 7> 에서한가지아쉬운결과는상대적보육시설수가증가할때여성의유입률이감소한것으로나타나는것인데이는여성의유입이낮으니까보육시설을늘리는것으로도해석할수도있을것이다. 이부분에대해서는추가적인연구가요청된다. 18) Ⅵ. 결론 현재지방의많은지역에서는저출산, 인구고령화, 인구유출등다양한어려움을겪고있다. 지방소멸 이라는용어가최근유행처럼퍼지고있듯이지방의소도시들은경제적, 사회적으로많은문제에직면하고있으며, 이를해결하기위하여 출산지원에관한조례, 인구증가시책지원조례 등다양한정책을도입하고있는실정이다. 본연구의대상인충청지역도예외는아니며오히려타지방에비해서열악하다고도볼수있다. 하지만이지역을대상으로한출산장려금정책의효과를분석한연구는거의없었는데이는이지역의많은시군들이수도권에비해서인구감소가빠르고, 고령화정도가높다고볼때다소의아할정도이다. 본연구는이러한기존연구의공백 (gap) 을채우기위하여실시되었다. 또한본연구는방법론에있어서도기존연구와차별성을가지는데, 구조적모형 (structural 18) 이문제를해결하기위하여보육시설수를종속변수로하는함수를추가하여구조적모형을추정하여보았는데다른변수의계수가변하는등또다른문제가발생되었다. 따라서이부분에대해서는별도의연구가필요하다고보인다. 또한한심사자는여성의고용률등도변수로포함함것을제안하였으나고용률에대한시군자료는지역별고용조사가시작된 2008 년부터가능하기때문에이변수를포함시키지못하였다.

32 92 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 model) 을이용하여출산장려금이인구이동과출산율에미치는효과를동시에추정하려고시도하였다. 본연구에서도출한출산장려금의출산율제고효과는긍정적이다. 즉충청지역에서실시한출산장려금은출산율을증가시키는데어느정도효과가있다고판단된다. 구체적으로출산장려금은도입후약 8년까지꾸준히출산율을높인후그영향이감소하는것으로나타나며, 출산장려금지급액측면에서본다면평균지급액이약 250만원까지는출산율이증가하다가그이후감소하는효과를나타내고있다. 하지만출산장려금시행 1년전자료를제외하고추정할경우출산장려금의효과가떨어지기때문에출산장려금이여성의출산을늦추었을가능성을완전히배제할수는없다. 또한출산장려금은해당지역으로여성들의순유입을증가시키는것으로추정되었다. 이는출산장려금이지역의인구증대에도움을주는정책으로서작용하고있다고볼수있다. 하지만출산장려금으로하여유입된여성인구가출산율을높이는효과는그리크지않은것으로나타나고있다. 순유입률과출산율사이에양의상관관계가존재하지만그효과는통계적으로유의한정도는아니라고추정된다. 지방소멸위기에직면한자치단체가이를해결하기위하여선택할수있는정책수단은그리많지않다. 이런점에서볼때출산장려금이출산율과지역의인구유입에긍정적인영향을준다는본연구결과는고무적이라고할수있다. 이러한긍정적인효과를도출한것은본연구가처음이아니며이미전국을대상으로한몇몇연구에서유사한결과를발견하였다. 하지만충청지역에서출산장려금의긍정적효과를확인하였다는점과출산율제고가인구유입에따른것이아니라는것을밝혔다는점에서본연구의의의가있다하겠다. 물론후자의경우는좀더정교한분석이필요하겠지만, 본연구의결과를그대로받아들인다면 자치단체의출산장려정책이타지역으로부터의인구유입에의존하여국가적으로는출산장려금의효과가사라질수있다 는우려는현재로선크게신경쓰지않아도될것으로여겨진다.

33 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 93 참고문헌 김대일 유경준 (2008). 클린사업장조성사업의산재감소효과추정. 노동경제논집 31 (3) : 김민곤 천지은 (2016). 저출산정책으로서출산장려금의정책효과성연구 : 서울 25개자치구들을중심으로. 국가정책연구 30 (2) : 김일옥 왕희정 정구철 최소영 (2011). 출산장려정책과근로시간이기혼여성의둘째아출산의도에미치는영향. 한국인구학 34 (3) : 김지영 (2017). 정치구조및계층구조가지방자치단체의출산장려금제도에미치는영향. 지방정부연구 20 (4) : 김현아 (2008). 지역간인구이동의실증분석. 응용경제 10 (2) : 민연경 이명석 (2013). 지방자치단체특성이출산율에미치는영향에대한연구. GRI 연구논총 15 (3) : 배상석 (2010). 출산장려금제도도입에관한연구 : 수도권자치단체를중심으로. 한국정책학회보 19 (4) : 박창우 송헌재 (2014). 출산장려금정책이출산에미치는영향추정. 응용경제 16 (1) : 석호원 (2011). 출산장려금정책의효과성에관한연구 : 서울특별시를중심으로. 지방행정연구 25 (2) : 송헌재 김지영 (2013). 출산장려금이기혼여성의출산의향에미치는영향추정. 재정정책논집 15 (1) : 송헌재 김현아 (2014). 출산장려금과지역간인구이동. 응용경제 16 (3) : 이명석 김근세 김대건 (2012). 한국지방자치단체의출산장려금정책효과분석. 한국행정연구 21 (3) : 이석환 (2014). 한국지방자치단체의출산장려정책의효과평가. 한국지방자치학회보 26 (1) :

34 94 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 이승주 문승현 (2017). 직장기혼여성의첫자녀출산의사와관련된근로및출산장려제도요인분석. 한국가족복지학 55 : 이충환 신준섭 (2013). 전국지방자치단체출산장려정책현황과출산율에미치는영향력분석. 지방행정연구 27(1) : 최정미 (2010). 지방자치단체의출산장려금이출생아수증가율에미치는영향. 정책과학연구 20 (1) : 허만형 이정철 (2011). 출산장려금의정책효과연구 : 제도도임전후출산율증감경향비교분석. 한국정책연구 11 (3) : Ang, X. L.(2015). The Effects of Cash Transfer Fertility Incentives and Parental Leave Benefits on Fertility and Labor Aupply : Evidence from Two Natural Experiments. Journal of Family and Economic Issues 36 (2) : Chen, M., P. Yip, and M. T. YAP(2018). Identifying the Most Influential Groups in Determining Singapore's Fertility. Journal of Social Policy 47 (1) : Drago, R., K. Sawyer, K. Sheffler, D. Warren, and M. Wooden(2009). Did Australia s Baby Bonus Increase Fertility Intention and Births?, Population Research and Policy Review 30 (3) : Hong, S. H. and R. Sullivan(2015). The Effects of Subsides for Childbearing on Migration and Fertility : Evidence from Korea. The Singapore Economic Review 61 (4) : Garganta, S., L. Gasparini, M. Marchionni, and M. Tappatá(2017). The Effect of Cash Transfers on Fertility: Evidence from Argentina. Population Research and Policy Review 36 (1) : Milligan, K.(2005). Subsidizing the Stork : New Evidence on Tax Incentives and Fertility. Review of Economics and Statistics 87 (3) : Rawlings, L., S. Robson, and P. Ding(2016). Socioeconomic Response by Age Group to the Australian Baby Bonus : A Multivariate Analysis of Birth Data from Australian Journal of Labour Economics 19 (2) :

35 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) Riphahn, Regina T. and F. Wiynck(2017). Fertility Effects of Child Benefits. Journal of Population Economics 30 (4) : Sinclair, S., J. Boymal, and A. De Silva(2012). A Re-Appraisal of the Fertility Response to the Australian Baby Bonus. The Economic Record 88 (S1) :

36 96 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 < 부표 1> 합계출산율함수의추정결과 ( 임의효과모형 ) (1) (2) (3) (4) 출산장려금 ( 더미 ) 0.010(0.020) 출산장려금지속기간 (0.011)** - - 출산장려금지속기간제곱 (0.0006)* - - 출산장려금 (0.021)* 0.025(0.015)* 출산장려금제곱 (0.004)** (0.003)* 여성대졸비중 0.080(0.374) (0.400) 0.074(0.370) 0.236(0.262) 남편연령 (0.014) (0.013) (0.012) (0.011) 아내연령 0.026(0.017) 0.014(0.021) 0.023(0.018) 0.001(0.015) 조혼인율 89.53(8.95)** 91.05(8.80)** 88.40(8.83)** 77.16(10.39)** 조이혼율 (15.33) (15.24) 1.53(15.27) (19.02) 1 인당 GRDP 0.003(0.001)** 0.003(0.001)** 0.003(0.001)** 0.003(0.001)** 보육시설수 (0.006) (0.006) (0.004) (0.003) 충남 ( 더미 ) 0.036(0.040) 0.010(0.045) 0.036(0.038) 0.033(0.034) 상수 0.361(0.502) 0.908(0.621) 0.555(0.498) 1.299(0.449)** sigma_α sigma_v rho R-square obs 주 : 괄호안의수치는 28개자치단체를고려한 clustered 표준오차임. ** 는 95% 에서유의, * 는 90% 에서유의성을나타냄. sigma_α는자치단체임의효과의분산을나타내며 rho는오차항의분산중임의효과의분산이차지하는비중을나타냄. (4) 열은시간더미를포함하여추정한결과임.

37 출산장려금의출산율제고효과 : 충청지역을대상으로 ( 김우영ㆍ이정만 ) 97 < 부표 2> 합계출산율함수의추정결과 ( 제도도입 1년전표본제외 ) (1) (2) (3) (4) 출산장려금 ( 더미 ) 0.003(0.030) 출산장려금지속기간 (0.010)** - - 출산장려금지속기간제곱 ( )** - - 출산장려금 (0.022)* 0.022(0.017) 출산장려금제곱 (0.004)* (0.003) 여성대졸비중 0.027(0.484) (0.491) 0.032(0.484) 0.091(0.437) 남편연령 (0.014) (0.013) (0.012) (0.012)* 아내연령 0.027(0.021) 0.008(0.024) 0.021(0.021) (0.016) 조혼인율 (9.13)** 101.8(9.39)** 99.43(8.56)** 95.89(12.56)** 조이혼율 11.15(16.92) 15.37(15.85) 16.02(17.03) 2.743(21.84) 1 인당 GRDP 0.004(0.001)** 0.003(0.001)** 0.003(0.001)** 0.004(0.001)** 보육시설수 0.001(0.006) (0.006) 0.001(0.006) (0.004) 상수 0.308(0.602) 1.052(0.677) 0.577(0.576) 1.311(0.476)** sigma_α sigma_v rho R-square obs 주 :< 부표 1> 과동일하며 sigma_α는자치단체고정효과값의범위를나타내며, rho는오차항의분산중고정효과의분산이차지하는비중을나타냄. (4) 열은시간더미를포함하여추정한결과임.

38 98 노동정책연구 2018 년제 18 권제 2 호 abstract The Effects of Baby Bonus on Birth Rates : The Case of Chungcheong Provices Kim Woo-yung Lee Jungman This study examines the effects of baby bonus on birth rates for 18 cities in Chungnam and 12 cities in Chungbuk provinces for the period To do that, we estimate a single birth rate equation and a structural model where birth rates and migration rates are related one another. In particular, the latter is a way to handle the issue of migration when estimating the birth rate effect, proposed by Lee et. al.(2012). Our estimation results suggest that the baby bobus increased birth rates and net migration rates. However, the effect of migration on birth rates is not significant. Rather, baby bonus seems to increase birth rate of residents in the perspective areas. The effect of baby bonus is estimated to increase untill 8 years after its introduction and decrease afterwards while it is estimated to increase until it reaches 2.5million wons, then decrease afterwards. Keywords : baby bonus, birth rate, net migration, structural model