우리나라 저출산의 원인과 경제적 영향

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1 [ 경제현안분석 94 호 ] 우리나라 저출산의 원인과 경제적 영향 김경수 허가형 김윤수 김상미

2 우리나라저출산의원인과경제적영향

3 경제현안분석제 94 호 우리나라저출산의원인과경제적영향 총괄 I 지동하경제분석국장 기획 조정 I 임재금인구전략분석과장 작성I 김경수인구전략분석과경제분석관 ( 실무총괄 ) 허가형인구전략분석과경제분석관김윤수인구전략분석과경제분석관김상미인구전략분석과경제분석관지원I 엄상미인구전략분석과행정실무원김시연인구전략분석과자료분석지원요원 경제현안분석 은국회가관심있게다룰재정현안이나정책이슈에대해객관성있는분석정보를적시성있게제공함으로써, 국회의예산및법안심사와의제설정을실효성있게지원하기위한것입니다. 문의 : 경제분석국인구전략분석과 02) psad@nabo.go.kr 이책은국회예산정책처홈페이지 ( 를통하여보실수있습니다.

4 우리나라저출산의원인과경제적영향

5 이보고서는 국회법 제22조의2 및 국회예산정책처법 제3조에따라국회의원의의정활동을지원하기위하여, 국회예산정책처 보고서발간심의위원회 의심의 ( ) 를거쳐발간되었습니다.

6 발간사 우리나라는 1983년에합계출산율이대체출산율수준, 즉한국가가인구규모를현상유지하기위해필요한출산율수준이하로하락한이후 35년동안저출산국가를벗어나지못하고있고, 2018년에는합계출산율이 1명이하로떨어질가능성도제기되고있는실정입니다. 한나라의출산율이낮아지면생산가능인구가감소하고, 인구구조고령화에따른저축률저하로자본축적이줄어들어경제성장이둔화되는문제가발생합니다. 정부는 2006년부터저출산 고령사회기본계획을수립하고, 저출산극복을위해 2020년까지 189조원의재정을투입할계획입니다. 그러나다양한저출산대책들이소기의효과를달성할수있을지에대한연구가부족한실정입니다. 이에본보고서는출산에영향을미칠수있는중요한요인들을선정하여해당요인들이개인의출산또는결혼결정에어느정도영향을미치는지분석하였습니다. 또한보육시설의공급을확대하는경우, 우리나라저출산의주요요인중하나인둘째아임신단념현상을완화할수있음을보였습니다. 우리나라의 15~49세인구와결혼률이급격하게감소하고있으므로향후출산율회복은쉽지않은과제입니다. 그러나저출산현상이지속되는경우장래우리나라의거시경제에미치는영향을분석한결과, 현재의출산율저하현상이경제주체들의미래에대한전망에영향을주어현재의경제성장에도부정적인영향을초래하는것으로나타났습니다. 이는출산율이현시점에서반등되어야하는이유를보여주는것입니다. 국회예산정책처는정부의다양한저출산대책들이실제데이터와관련연구에기반하여수립될필요가있다는주장에귀를기울여본보고서를기획하였습니다. 본보고서가출산율제고정책에관심을가지고계신의원님들의의정활동에유용한자료로활용되기를기대합니다 년 10 월 국회예산정책처장김춘순

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8 요약 I. 우리나라저출산및정부대책현황 2017년우리나라의합계출산율은 1.05명으로역대최저수준 1983년에합계출산율이 2.06명으로대체출산율수준이하로하락하여저출산국가에진입, 2002년에는 1.18명으로하락하여합계출산율 1.30명이하인초저출산국가에진입 출생아수는 1983년 77만명 2017년 36만명수준으로현재의출생아수가 1983년의절반에도미달 년의출생아수는전년에비해 11.9% 가감소 - 1일평균출생아수도 2017년에 980명으로처음으로 1,000명이하로감소 2016년우리나라의합계출산율은 1.17명으로 OECD 회원국들중가장낮으며, OECD 회원국평균인 1.68명에비해 0.51명이낮음 - 우리나라는 OECD 회원국중유일하게초저출산국 정부는저출산대응을위해 2006년이후 5년단위로 3차례에걸쳐저출산 고령사회기본계획을수립 시행중 제1차저출산 고령사회기본계획 (2006~2010년) 은출산과양육의장애요인을제거하는방식으로저출산대책에접근하고, 저소득가정을주요대상으로보육지원내용이정책의중심을이루었음 제2차저출산 고령사회기본계획 (2011~2015년) 에서는맞벌이등일하는가정을대상으로하는정책들이부각, 정책의대상을중산층이상으로확대 제3차저출산 고령사회기본계획 (2016~2020년) 은합계출산율목표를 2020 년 1.5명으로설정하고, 이를위해청년고용활성화, 신혼부부등주거지원강화과제를포함한 청년일자리 주거대책강화 등을제시 저출산 고령사회기본계획중저출산관련재정투입은제1차기본계획에는 19조 7,000억원, 제2차기본계획에는 60조 5,000억원, 제3차기본계획에는 108조 4,000억원이투입될예정 요약 vii

9 지방자치단체는저출산대응을위한출산지원정책으로 2017년세부사업기준총 2,169개의사업을추진 임신 (603개), 출산 (746개), 육아 (728개), 결혼 (92개) 의지원정책을시행하고있으며, 지원방식별로는서비스 (614개), 현금 (571개), 현물 (346개), 교육 (304 개 ), 홍보 (236개), 바우처 (98개) 순이었음 - 결혼지원관련된사업으로혼인전건강검진, 청년부부정착금등이있고임신지원과관련된사업으로난임시술비지원, 엽산제 철분제지원, 임산부의날지원등이있음 - 출산지원사업으로는출산지원금, 출생아대상물품지원, 모유교실운영등이있고, 육아지원사업으로는어린이집등운영 ( 방과후교실 ) 지원, 다자녀가정할인및감면사업등이있음 보건복지부의조사에의하면 2017년 243개지방자치단체의출산지원금의결산액은총 4,710억 6,100만원이었음 년에지방자치단체로부터출산지원금을지원받은사람의 1인당지원액은 42만원 - 출산지원금의결산액규모가가장큰곳은경상북도로서총 294억 2,700 만원을지원, 1인당지원액수가가장큰곳은세종특별자치시로서 1인당 120만원을지원 II. 저출산과사회 경제적요인 1. 인구학적요인 우리나라저출산의인구학적요인으로는임신이가능한연령대의인구감소, 만혼과초산연령의상승, 기혼가구의평균출생아수감소를들수있음 합계출산율이가장높은연령대인 20대후반과 30대초반의여성인구가 15~49세여성인구중에서가장빠르게감소 - 20대후반및 30대초반여성인구가각각 1995년에 221만명과 217만명에서 2017년에 155만명과 165만명으로감소 viii 요약

10 초혼연령상승, 초산연령상승및합계출산율하락이동시에나타남 년부터 2017년까지남성의평균초혼연령은 28.4세에서 32.9세로증가, 여성의초혼연령은 25.3세에서 30.2세로증가 년부터 2016년까지모 ( 母 ) 의평균초산연령은 26.5세에서 31.4세로증가하고, 합계출산율은 1.63명에서 1.17명으로 0.46명감소 기혼여성의평균출생아수가 2005년 2.43명, 2010년 2.38명, 2015년 2.19명으로 10년사이에 0.24명이감소 2. 고용과결혼선택 최근의저출산과출산율하락은혼인율의하락이주요원인 결혼의단념과지연은부부의자녀출산에관한선택에영향을미치고이에따라출산율을하락시키는원인이됨 년우리나라출생아중기혼가구에서태어난비율이 98.1% 근로자가정년을고려하여자녀를출산하는경우초혼연령의상승은자녀출산계획기간을감소시킴 초혼연령의상승은초산연령의상승으로이어져임신가능성이상대적으로낮아지며, 둘째이상의자녀를추가적으로출산하는데에도어려움을초래 한국노동패널조사 1~19차자료를분석한결과, 연령, 학력등결혼에영향을미치는요인을통제한상태에서고용형태에따라근로자의결혼확률이 1.1~4.4%p 차이가발생함 상용직근로자의결혼확률은임시 / 일용직근로자에비해 4.4%p 높고, 정규직근로자는비정규직근로자에비해결혼확률이 1.2%p 높은것으로나타남 대규모사업장에근무하는근로자가소규모사업장에근무하는근로자에비해결혼확률이높아지는것으로나타남 일자리시작당시임금과월평균임금수준이높을수록결혼확률이높은 것으로나타남 요약 ix

11 일자리시작당시월평균임금이 100만원이증가하면, 결혼확률은 0.6%p 높아지는것으로나타났고현재의월평균임금이 100만원증가하면, 결혼확률은 3.1%p 높아지는것으로나타났음 - 남성은일자리시작당시임금이 100만원증가하면결혼확률이 0.6%p 높아지고, 현재의월평균임금이 100만원증가하면결혼확률은 3.3%p 높아지는것으로나타났음 - 여성의경우현재의월평균임금이높으면결혼확률이높아지지만, 일자리시작당시의임금과결혼확률간에는유의한관계가없었음 근로자의고용형태에따라결혼확률에상당한영향을미치는것으로나타나므로출산율제고를위한정책수립시청년층의고용안정화방안을중요한요소로고려할필요 정부의 제3 차저출산고령사회기본계획 (2016년) 은저출산대책으로 청년일자리 주거대책강화 를제시하였고추진방향으로 청년고용활성화 등을제시한바있음 3. 근로시간과출산 여성관리자패널조사자료를이용하여분석한결과, 여성의근로시간증가는기혼여성의출산확률에부정적인영향을미침 연령, 학력수준, 여성의임금을통제한상태에서기혼여성의주당총근로시간이 1시간증가하는경우 1년이내임신할확률이 0.3%p 낮아짐 - 대리급이하직급일경우 (0.4%p) 와첫째자녀일경우더큰영향 (1%p 저하 ) 을미치는것으로나타남 반면근로시간의증가가미혼여성의결혼결정에는유의미한영향을미치지못함 미혼여성들의결혼결정에근무시간과관련된변수들이미치는영향을살펴본결과, 근무시간외 ( 퇴근후나주말 ) 업무를하는경우 1년이내결혼할확률이 3.7%p 감소 근무하는회사에시차출퇴근제, 재택근무제도가있는경우 1년이내결혼할확률이각각 7.1%p, 10%p씩증가하는것으로나타남 x 요약

12 장시간근로는일과삶의균형에대한갈등을증대시켜결혼과출산에부정적인영향을미칠수있으므로과도한업무부담을줄이고근무시간관련개선책을고려필요 시차출퇴근제, 재택근무제등유연근무제도를활용할경우출산율제고에도움 4. 보육시설과추가임신의사 우리나라저출산의원인중하나로 둘째아출산단념현상 이거론 최근 20년간의신생아수감소에둘째아출산감소의영향이큼 ~2015년기혼여성의기대자녀수가 2명인경우는 15년전에비하여 11.4%p 하락 년부터 20년간둘째아출산은 48.0% 감소하여첫째아 (36.3%) 와셋째아이상 (36.8%) 의감소율보다큼 한국아동패널조사를분석한결과, 시군구 0 5세아동보육공급률과국공립어린이집공급률은추가임신의사와정 (+) 의관계가나타남 시군구 0~5세아동보육공급률이 10%p 상승하는경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 1.13%p 증가 - 0~5세국공립어린이집공급률이 10%p 상승하는경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률은평균적으로 1.89%p 증가 어린이집공급확대가둘째아출산단념현상완화에긍정적일수있음 - 0~5세아동보육공급률이 10%p 상승하는경우둘째임신의사를가질확률은 1.8%p 증가 - 사용된자료의한계로인하여보육시설공급이첫째아임신결정에미치는영향에대하여는분석하지못하였음 3~5세아동 100명당유치원수와유치원교원 1인당원아수도추가임신의사와유의한관계가나타남 유아 100명당유치원수가 1개소증가하는경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 4.3%p 증가 요약 xi

13 - 교원 1인당원아수가 1명감소하는경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률은 0.6%p 증가 유치원공급확대및교원충원또한둘째아출산단념현상완화에긍정적일수있음 - 유아 100명당유치원수가 1개소증가하는경우둘째임신의사를가질확률은 8.6%p 증가 - 교원 1인당원아수가 1명감소하는경우둘째임신의사를가질확률은 1.1%p 증가 보육시설공급이임신결정에영향을미치는것으로나타나므로시군구수준에서어린이집및유치원공급현황을고려하여보육시설을지속적으로확충할필요성 보육시설은지리적근접성이중요하므로국민들이보육시설확대를체감할수있도록보육시설확충시시군구수준에서유치원및어린이집현황을고려필요 - 특히만 3~5세유아의경우어린이집과유치원모두 누리과정 을실시하므로보육시설확충방안마련시만 3~5세아동현황및어린이집 유치원공급현황을종합적으로고려할필요 III. 저출산의경제적영향 1. 출산율하락의거시경제적파급효과 저출산이지속될경우 2060년 GDP는우리나라의인구가통계청의중위인구추계대로실현될경우의 2060년예상 GDP보다 3.3~5.0% 하락할것으로분석 모형내에서인구구조변화를반영할수있도록구축된중첩세대모형을이용하여분석한결과, 저출산이지속될경우투자, 소비, 국내총생산 (GDP) 등주요경제활동이모두하락할전망 xii 요약

14 - 통계청의인구전망중위추계를기준시나리오로하고, 출산율이 1.1명대로낮게유지되는인구전망을출산율저위시나리오로, 출산율이 1.05명으로유지되는출산율 1.05 시나리오로설정하여기준시나리오와의차이를분석 생산가능인구감소와빠른노령화로인해노동소득은 2060년에기준시나리오대비 7.7~10.5% 자본소득은 3.4~4.9% 감소전망 - 노동공급감소에따라자본비율이증가하므로자본의한계생산성이하락할수있음 - 출산율 1.05 사나리오에서는 2060년노동소득이기준시나리오대비 10.5%, 자본소득이 4.9% 감소하여감소폭확대 국내총생산, 총투자, 수출등주요거시경제지표가모두감소하며, GDP 대비국가채무비율은높아지는것으로나타남 - 저출산시나리오상 GDP 대비국가채무비율은 2060년에는 5.4%p가, 출산율 1.05 시나리오에서는 7.8%p가높아질것으로예상 2. 인구의성장기여도와노동인구증대방안의효과 성장회계모형을이용하여감소추세에있는우리나라인구의경제성장기여도를분석한결과 2020년대부터노동력감소가경제성장률을저하시키는요인으로작용 2000년대연평균 4.3% 였던경제성장률이 2050년대에는 1.1% 수준으로하락하며, 경제성장에서노동의기여도가 2020년대에 0.7%p로감소 고령인구의경제활동참여증가, 여성의고용률증대, 해외인력유입등을통해인구감소의경제성장률저하효과를상쇄시키는데에는한계가있으므로장기적방안으로적극적인출산율증대정책병행필요 정년연장, 여성고용률증가, 해외인력유입을한꺼번에가정한시나리오에서도 2050년대경제성장률은 1.5% 수준이고경제성장률에대한노동의기여도는 0.62%p 요약 xiii

15 중기적으로노동력증대노력과더불어출산율증가를통한인구감소세를 완화할적극적인출산율제고정책수립및시행이시급 IV. 정책적시사점 1. 중 장기적출산율제고를위한정책대응필요 최근의인구구조변화와정책의효과성측면에서단기에출생아수와출산율을반등시키는것은구조적으로어려움 통계청장래인구추계 ( 중위가정 ) 에의하면 20~30대인구는 2015년 1,455만명에서 2045년 887만명으로감소, 동기간중전체인구에서차지하는비중도 28.5% 에서 17.4% 로감소할전망 정부가출산관련이전지출의대폭증대와신혼부부주택공급증대와같은대책을수립하더라도각경제주체들이결혼과출산의사결정에필요한생애에대한전망을바꾸기까지는상당한시간이소요될수있음 중 장기적으로결혼, 출산에장애가되는제도적인문제들을완화해나가며양성평등과아동보육을중시하는방향으로저출산에대응하는정책이필요 최근 OECD 국가의여성경제활동참여증가와출산율증가가동시에나타나는추세이지만, 우리나라는초저출산현상이지속되고있음 OECD사례는여성들의경제활동참여가높아짐에도일 가정양립지원시스템및양육체계등이정착되는경우출산율이제고될수있음을시사 2. 일 가정양립을위한근로시간축소등제도적인프라조성필요 장시간근로는일 가정양립을어렵게하고결혼및출산에대한부담을가중시키는요인으로작용 2017년우리나라의근로자 1인당연평균근로시간은 2,024시간으로 OECD 국가 ( 평균 1,759시간 ) 들중멕시코다음으로높은수준 xiv 요약

16 근로시간의증가는기혼여성의임신확률에부정적인영향을미치고있으며, 근무시간외업무부담은미혼여성의결혼확률을낮추는것으로나타났음 정부는임신및육아기근로시간단축제도등을시행중에있지만, 기업체내에해당제도시행비율은저조 2017년일가정양립실태조사에따르면임신기및육아기근로시간단축제도를도입한사업체는각각 48.1%, 37.8%, 도입사업체중실제시행한비율은각각 34.9%, 27.2% 로낮은수준 비정규직근로자등의경우제도의혜택을받지못할가능성이높을것으로보이며사업체의규모에따라제도여부및시행비율이큰차이가나타나고있음 근로시간단축을위한제도적인프라조성필요 근로시간단축제도의시행에가장큰애로사항으로 단축된근로시간으로인한동료직원의업무량증가 (39.4%) 와 단축된근로시간에업무를수행할대체근로자확보의어려움 (15.6%) 등으로나타난바있어이에대한해결방안이포함된정책이필요 3. 보육인프라의확충및개선필요 정부의제3차저출산 고령사회기본계획및 2018년시행계획은영유아시설보육개선방안으로주로국공립어린이집및국공립유치원의공급확대를제시 2018년에국공립어린이집이용률 40% 를달성하고국공립유치원이용아동비율을 2022년까지 40% 로확대하는목표를제시 국민들이보육시설확대를체감하여임신관련의사결정에긍정적인영향을미칠수있도록보육시설접근성을개선할필요 전국적차원의공급확대외에도기초지방자치단체수준에서보육시설이부족한지방자치단체를중심으로국공립보육시설공급을확대할필요 요약 xv

17 시군구별만 0~2 세아동, 만 3~5 세아동인구현황및어린이집 유치원공 급현황을종합적으로고려하여실질적인측면에서부모들이체감할수있 도록보육시설에대한접근성을개선할필요 4. 중기적노동인구제고방안마련필요 장기적으로인구구조변화에대응한출산율제고정책외에도중기적노동인구제고방안이마련될필요 우리나라의인구감소가 2020년대부터경제성장률을둔화시키는요인으로작용할것으로전망됨 정부의정책만으로고용과주거안정등을달성하는데에는한계가있으므로단기간에결혼및출산율을제고하는것은어려운과제임 출산율이회복될때까지인구감소에따른경제성장률둔화를완화시키기위하여여성고용률증대등중기적노동인구제고방안이필요 xvi 요약

18 차례 I. 서론 / 1 1. 연구배경및목적 1 2. 연구내용및방법 3 3. 선행연구및함의 4 가. 출산결정 4 나. 결혼선택 8 다. 인구구조변화와경제성장 11 II. 우리나라저출산및정부대책현황 / 우리나라저출산현황및국제비교 13 가. 우리나라저출산현황 13 나. 국제비교 정부의저출산대응정책 19 가. 중앙정부저출산정책현황 19 나. 지방자치단체저출산정책현황 25 III. 저출산과사회 경제적요인 / 인구학적요인 29 가. 15세 ~49세여성인구의인구구조변화 29 나. 늦어지는출산 31 다. 기혼여성의출생아수감소 고용과결혼선택 34 가. 저출산과혼인율감소현황 34 나. 고용과결혼선택의관계분석 38 다. 정책적시사점 근로시간과출산 46 가. 장시간근로문화 46 차례 xvii

19 나. 우리나라기혼여성의임신과근로시간현황 48 다. 근로시간관련제도와결혼및출산의관계분석 53 라. 정책적시사점 보육시설과추가임신의사 58 가. 둘째아임신감소현상과저출산 58 나. 영유아시설보육정부지원및보육시설이용률 공급현황 59 다. 보육시설과추가임신의사의관계분석 69 라. 정책적시사점 75 IV. 저출산의경제적영향 / 출산율하락의거시경제적파급효과 78 가. 중첩세대모형 78 나. 출산율하락에따른인구구조변화시나리오 79 다. 출산율하락에따른거시경제적파급효과 81 라. 정책적시사점 인구의성장기여도와노동인구증대방안의효과 90 가. 저출산에따른인구구조변화 90 나. 경제성장의노동기여도분해 91 다. 노동인구증대방안의경제성장률제고효과 94 라. 정책적시사점 104 V. 정책적시사점 / 정책적시사점 107 가. 중장기적출산율제고를위한정책대응필요 107 나. 일 가정양립을위한근로시간축소등제도적인프라조성필요 109 다. 보육인프라의확충및개선필요 111 라. 중기적노동인구제고방안마련필요 향후연구과제 113 참고문헌 / 115 xviii 차례

20 표차례 [ 표 1] 출생아수, 조출생률및합계출산율 ( ) 15 [ 표 2] 연도별모 ( 母 ) 의연령대별합계출산율 16 [ 표 3] 1990년이후합계출산율이 1.3명미만으로낮아진 OECD국가사례 17 [ 표 4] 출산율회복국가의합계출산율전망치와실적치비교 19 [ 표 5] 제1차및제2차저출산 고령사회기본계획의주요내용 22 [ 표 6] 제3차저출산 고령사회기본계획의주요내용 23 [ 표 7] 제1~3차저출산 고령사회기본계획재정투자현황 24 [ 표 8] 지방자치단체출산지원정책현황 25 [ 표 9] 2017년도시도별지방자치단체출산지원금지원현황 28 [ 표 10] 연도별 15~49세여성인구 30 [ 표 11] 연도별모 ( 母 ) 의연령별출생아수현황 31 [ 표 12] 연도별, 연령별평균초산연령및출산율현황 32 [ 표 13] 연령대별유배우출산율추정치 34 [ 표 14] 혼인건수및조혼인율 ( ) 35 [ 표 15] 연도별, 연령별조혼인율 ( 인구천명당 ) 37 [ 표 16] 결혼연기사유-청년층의미혼실태및결혼가치관설문조사결과 38 [ 표 17] 결혼연기자의결혼조건 -청년층의미혼실태및결혼가치관설문조사결과 38 [ 표 18] 고용형태와결혼확률의관계 40 [ 표 19] 고용형태와성별결혼확률의관계 42 [ 표 20] 임금수준과결혼확률의관계 43 [ 표 21] 임금수준과성별결혼확률의관계 44 [ 표 22] 청년일자리강화관련제3차저출산고령사회기본계획현황 45 [ 표 23] 혼인여부별임신경험별응답자수 49 [ 표 24] 혼인여부및임신여부별평균주당총근로시간 50 [ 표 25] 직급별평균근로시간 (2007년) 50 [ 표 26] 유연근무제유형 51 차례 xix

21 [ 표 27] 2017년우리나라유연근무제활용률 ( 부분활용 + 전면활용 ) 52 [ 표 28] 시차출퇴근제및재택근무제도활용현황 52 [ 표 29] 여성의근로시간이임신확률에미치는영향 54 [ 표 30] 여성의근로시간이첫째또는추가자녀임신확률에미치는영향 54 [ 표 31] 여성의근로시간이임신확률에미치는영향 ( 직급별 ) 55 [ 표 32] 여성의근로시간관련변수가임신확률에미치는영향 56 [ 표 33] 여성의근로시간이결혼확률에미치는영향 56 [ 표 34] 근무시간관련변수들이결혼확률에미치는영향 57 [ 표 35] 설립주체별어린이집및유치원유형 60 [ 표 36] 2018년영유아보육료및유아학비지원내용 60 [ 표 37] 설립주체별어린이집보육아동수, 유치원원아수및증가율 (2008년, 2017년 ) 62 [ 표 38] 2017년시군구별 0~5세아동보육공급률 65 [ 표 39] 2017년시군구별 0~5세국공립어린이집공급률 66 [ 표 40] 설립주체별유치원원아수및증가율 (2008년, 2017년 ) 66 [ 표 41] 2017년시군구별 3~5세아동 100명당유치원수 68 [ 표 42] 2017년시군구별교원 1인당원아수 69 [ 표 43] 아동보육공급률과추가임신의사의관계 71 [ 표 44] 아동보육공급률, 가구거주지, 조사대상아동어머니의취 학업여부, 2008년도출생아의출생순위와추가임신의사의관계 72 [ 표 45] 국공립어린이집공급률과추가임신의사의관계 73 [ 표 46] 유치원공급과추가임신의사의관계 74 [ 표 47] 통계청인구전망시나리오별출산율가정 79 [ 표 48] 출산율시나리오에따른총인구의변화 80 [ 표 49] 시나리오별인구변화와 GDP변화의비교 ( 기준시나리오대비 ) 83 [ 표 50] 우리나라의경제성장률및성장기여도 94 [ 표 51] 주요국의정년연장사례 96 [ 표 52] 국제순이동시나리오별국제순유입인구수비교 101 [ 표 53] 노동력증대시나리오별경제성장률제고효과비교 102 [ 표 54] 20~30대연령의장래인구추계 ( 중위가정 ) 108 xx 차례

22 그림차례 [ 그림 1] 연도별합계출산율현황 13 [ 그림 2] 연도별출생아수, 조출생률 14 [ 그림 3] 연도별주출산연령대및합계출산율현황 15 [ 그림 4] OECD 회원국의합계출산율 (2016) 16 [ 그림 5] 우리나라와일본의합계출산율비교 ( ) 18 [ 그림 6] 연령대별합계출산율현황 (1995년, 2017년 ) 30 [ 그림 7] 연도별평균초혼연령 32 [ 그림 8] 기혼여성과기혼가임여성의평균출생아수추이 33 [ 그림 9] 연도별혼인건수및조혼인율추이 36 [ 그림 10] OECD 국가의여성경제활동참가율과합계출산율 (1980년, 2016년 ) 46 [ 그림 11] OECD 주요국의평균연간근로시간 (2017년) 47 [ 그림 12] OECD 주요국의주 40시간이상근로노동자비중 (2015년) 48 [ 그림 13] 혼인코호트별기대자녀수분포 ( 년) 58 [ 그림 14] 출산순위별출생아수 ( 년) 59 [ 그림 15] OECD EU 국가의영아 ( 만 0~2세 ) 시설보육서비스이용률 (2006년, 2014년 ) 61 [ 그림 16] OECD EU 국가의유아 ( 만 3~5세 ) 시설보육서비스이용률 (2014년) 61 [ 그림 17] 연도별 설립주체별어린이집보육아동수증가율 (2009~2017년) 63 [ 그림 18] 2017년시도별 0~5세아동보육공급률및국공립어린이집공급률 64 [ 그림 19] 2017년시도별 3~5세아동 100명당유치원수및교원 1인당원아수 67 [ 그림 20] 출산율시나리오에따른총인구와 20세이상인구의변화 81 [ 그림 21] 출산율변화에따른국내총생산변화율 ( 기준시나리오대비 ) 82 [ 그림 22] 출산율하락에따른투자의변화 ( 기준시나리오대비 ) 83 [ 그림 23] 출산율하락에따른노동소득의변화 ( 기준시나리오대비 ) 84 차례 xxi

23 [ 그림 24] 출산율하락에따른자본소득의변화 ( 기준시나리오대비 ) 84 [ 그림 25] 출산율하락에따른수출의변화 ( 기준시나리오대비 ) 85 [ 그림 26] 출산율하락에따른 GDP 대비국가채무비율의변화 ( 기준시나리오대비 ) 86 [ 그림 27] 우리나라인구추이및전망 (1965~2060년) 91 [ 그림 28] 우리나라의실질GDP와자본스톡 92 [ 그림 29] 우리나라의총인구, 생산가능인구, 취업자수 93 [ 그림 30] 고령인구노동참여증가시경제성장률제고효과 95 [ 그림 31] OECD 국가의여성고용률 (2017년) 98 [ 그림 32] 연령대별경제활동참가율 98 [ 그림 33] 여성의고용률증가시경제성장률제고효과 99 [ 그림 34] 해외인력유입증가시경제성장률제고효과 101 [ 그림 35] 시나리오별노동의성장기여도 103 xxii 차례

24 서론 1. 연구배경및목적 경제개발수준이일정수준이상인국가에서현재의인구수를유지하기위해서는여성 1명당 2.1명의자녀를출산해야하며, 이러한 2.1명의출산율을대체출산율수준 (replacement fertility rate level) 이라고정의한다 (UN, 2017). 1) 여기서출산율은 15 세부터 49세까지를기준으로여성한명이평생의가임기간동안출산하는평균자녀수를의미하며, 이를합계출산율이라고한다. 합계출산율이대체출산율수준인 2.1 명이하일때해당국가를저출산국가라고지칭하고 1.3명이하일때는초저출산국가라고한다. 우리나라는이미 35년전인 1983년에합계출산율이 2.06명으로대체출산율수준이하로하락하여저출산국가에진입하였고이후 2017년까지합계출산율이 1.8 명이상을넘어선적이없었다. 특히우리나라는 16년전인 2002년에합계출산율이 1.18명으로하락한이후 2017년까지초저출산국가이다. 출생아수의경우 1983년 77만명, 2001년 56만명, 2010년 47만명, 2017년 36만명수준으로현재의출생아수가 1983년에비해절반에도미치지못하고있는실정이다. 1983년이래로 35년동안저출산국가로지속되어왔고 2002년이래로 16년동안초저출산현상이지속되면서저출산은우리나라의사회 경제적상황을점진적이면서때로는급격하게변화시키고있다. 지금의의료시스템, 교육기관, 노동시장, 병역제도등우리나라의사회 경제 행정시스템은대부분신생아수 60만명이상이었던시기에형성된것들이다. 2000년대들어신생아수가 40만명대로줄어들면서인구구조변화에대응한시스템의개편과조정의필요성이높아짐에도적절한제도개선과변화를이끌어내지못하였다. 오히려그동안우리나라의저출산대책은합계출산율이평년대비급격하게하락하는해에합계출산율을일정수준이상으로끌 1) 대체출산율수준이 2.1 명인것은부모세대의인구수를유지하기위해출생아수가부모 2 명과예비적출산 0.1 명을더한것이어야한다는이유에근거한것이다. UN(2017), World Population Prospects 연구배경및목적 1

25 어올리려는데에주안점을두었다고볼수있다. 예컨대, 합계출산율이 1.09명으로하락하여저출산에대한위기감이조성되었던 2005년이후정부는저출산에대응하여미래사회발전의지속가능성을확보하고자 저출산 고령사회기본법 을제정 (2005년) 하고, 2006년부터 3차례에걸쳐저출산 고령사회기본계획 ( 이하 기본계획 ) 을시행해왔다. 이러한 3차례의기본계획은명시적으로합계출산율을일정수준이상으로회복하는것을목표로하고있었다. 예컨대, 2015년말에수립된제3차저출산 고령사회기본계획의경우합계출산율을 2020년까지 1.5명으로높이는목표를설정하였다. 그러나 2017년의합계출산율이 1.05명으로 2016년의 1.17명에비해오히려하락하였고 2018년에는 1.0명이하로떨어질가능성도제기되고있는실정이어서 2020년까지 1.5명을달성할지의여부가현실적으로불확실하다고볼수있다. 기본계획의합계출산율목표달성여부가불확실한것은합계출산율목표가과도하게높게설정되었거나, 합계출산율을일정수준이상으로끌어올리는목표설정자체가잘못되었기때문일수있다. 합계출산율의목표를설정할때, 기본적으로수행하여야할사항은저출산의원인을보다명료하게규명하여실현가능하고합리적인합계출산율목표치를설정하며, 그러한목표치에맞는전략과실행계획을수립하는데에있다. 출산의과정은가족혹은가구를구성하고있는개인으로서의남성과여성이결혼과출산에대하여의사결정을한결과이며, 인구학적으로보았을때, 합계출산율의변화는이러한출산의과정및행태의변화로간주할수있다. 그런데출산의과정및행태의변화는일반적으로점진적이면서장기간의사회 경제적변화를통해서나타나게된다. 따라서어떠한정책도국민의출산행태를일시적으로변경시켜, 단기간에출산율을높이는것은쉽지않으며 5년이내의단기간내에합계출산율을일정수준이상으로끌어올리려는계획의설정에대하여재고할필요가있음을의미한다. 합계출산율 1.3명이하의초저출산현상이 17년이상지속되고있는상황은초저출산을 5년이내에단기적으로탈피하기에는어려운장기적인추세일수있다. 저출산에대응하기위한목표설정은 5년이내에단기적으로목표출산율을달성하기보다는중 장기적으로우리나라를유지 발전시키기위한출산율로의회복을목표로하여그러한목표를달성하기위해단계적으로실행할수있는경제 사회적변화전략을수립하는것이중요하다고볼수있다. 2 I. 서론

26 본보고서는우리나라를유지 발전시키기위한출산율로의회복을목표로중 장기적으로경제 사회적으로어떠한변화가있어야하는지에대한시사점을찾는것을목적으로한다. 이를위해현재우리나라가처한초저출산현상의원인은무엇이고향후초저출산현상이지속될경우경제 사회적으로어떠한영향을미치는가를분석한다. 저출산에대응하기위해그동안정부가시행한대책을평가하고, 단기적으로출산율을제고하기위한제도개선사항을제시하는것도중요하다고볼수있다. 그러나정부의저출산대응정책평가와제도개선사항에대해서는많은연구가수행된바있으므로본보고서는저출산의주요원인을파악하고이를통해중장기적으로출산율회복에도움이될수있는경제 사회적개선사항을제시하는데중점을두고자한다. 2. 연구내용및방법 본보고서는저출산의원인과영향을 우리나라저출산및정부대책현황, 저출산과사회 경제적요인, 저출산의경제적영향 으로각각구분하여제시한다. 우리나라저출산및정부대책현황에서는연도별, 연령별저출산관련통계를제시하고, OECD family database를활용하여국가간출산율을비교하여본다. 저출산대응정책과관련하여정부의 제1~3차저출산 고령사회기본계획 을중심으로, 기본계획별주요정책목표를살펴본다. 또한지방자치단체가개별적으로수행하고있는저출산대응정책의현황과출산장려금의규모등을살펴본다. 저출산과사회 경제적관계에서는저출산에영향을미치는요인을인구학적요인과사회 경제적요인으로구분하여각요인과결혼, 출산과의관계를실증분석하여본다. 인구학적요인은저출산의직접적인원인이라고할수있는 15~49세인구의감소, 결혼의단념및지연 등의현상과그추이를살펴보고, 경제 사회적요인에서청년층의결혼선택에있어서고용형태및임금소득이미치는영향, 근로시간과출산율의관계, 자녀보육인프라가출산의사에미치는영향등을살펴본다. 특히각요인들이결혼선택과출산결정에미치는영향을선형확률모형으로설정하고, 연령, 학력수준등을통제한상태에서요인변화로인한결혼확률및출산확률의변화를구체적인수치로제시한다. 예컨대, 정규직이비정규직에비해결혼확률이어느정도높은지, 임금수준의차이가결혼확률을어느정도차이가나게하는지, 2. 연구내용및방법 3

27 근로시간의차이가출산의사에어느정도차이를발생시키는지등을제시한다. 저출산의경제적영향에서는저출산의거시경제적파급효과를중첩세대모형을통해살펴보고, 성장회계모형으로우리나라장기경제성장률을성장요소별로분해하여노동의기여도변화를측정하고, 노동인구증가대책의성장률제고효과를분석하여본다. 3. 선행연구및함의 출산율이대체출산율수준인 2.1명이하로하락하는저출산현상은우리나라만의문제가아니며, OECD 회원국등여러나라들이경제성장과정에서공통적으로경험하고있는문제이다. 이에따라국내외연구자들은저출산의원인을규명하기위해수많은이론적, 실증적인연구결과들을제시하여왔다. 이론적연구들은결혼과출산을행위자들의선택문제로보고결혼과출산행위에미치는경제적, 사회적요인을결혼선택모형, 출산결정모형등으로모형화하였다. 실증적연구들은가구소득 자산, 일 가정양립제도, 보육비용 서비스등경제 사회적요인들이결혼과출산에미치는영향을분석하는것이었다. 다만, 기존연구들은주로소득, 자산, 주택소유여부등과같은경제적요인이출산과결혼율에미치는영향을주로다루었고, 고용형태, 임금, 근로시간, 보육시설공급등이출산율에미치는영향에대한심도깊은연구는그다지많지않았다. 다음으로저출산 고령화와같은인구구조변화가향후경제성장에미치는연구도저출산과관련된주요연구주제였다. 이러한연구들은주로생산함수접근법과구조모형접근법을통해저출산 고령화가향후 GDP, 소비, 투자등거시경제변수에미치는영향을분석하는것이었다. 다만, 저출산의원인뿐만아니라향후거시경제적영향까지를포괄적으로다룬이론적, 실증적연구는그다지많지않았다. 다음은이러한저출산과관련된주요선행연구들을출산결정, 결혼선택, 인구구조변화와경제성장으로구분하여각연구주제별주요결과들을제시한다. 가. 출산결정 (1) 이론적모형연구 출산에관한대표적인경제모형으로 Becker(1960, 1973, 1976) 의 Quantity-Quality 4 I. 서론

28 모형, Easterlin(1978) 의세대간상대소득에따른출산율결정모형등을들수있다. Becker는부모의자녀의수에대한의사결정에있어자녀의수와자녀의질적수준이상호의존적이며, 소득이상승하더라도소비자의효용극대화선택에의하여출산이증가하지않을수있음을이론적으로보이고있다. 부모는슬하의모든자녀가일정수준이상의자질을갖추기를바랄것이므로슬하의모든자녀에게일정수준의투자를할것이다. 따라서, 자녀의수가증가하는경우새로추가된자녀의질적수준에대한투자비용이증가하므로한정된소득하에서자녀의수와그질적수준은역의관계를갖는다. 만약한명의자녀를두고있는부모의가구소득이증가하는경우, 부모는자녀를더갖거나기존자녀에대하여더많이투자할수있다. 자녀를더갖는경우새로운자녀에대한투자비용이필요하나, 기존자녀에대한투자확대를선택한다면모든자녀가일정수준의자질을갖추기위해투입되는총비용은감소한다. 따라서부모는자녀의수를늘리지않고기존자녀의질을높이기위한투자에집중하게된다. 이같은선택이소득의증가에도불구하고출산율이낮은원인이되며, 정부가출산율을높이기위해가구소득을높이는출산장려정책을시행하는경우그정책의효과는미미하거나없을수있음을시사한다. Becker의아이디어를확장하거나수정한모형은매우많으나, 그중 Lundholm and Ohlsson(2002) 은 Becker(1973) 의모형에부모가자녀를돌보는데들어가는시간을제약식으로추가하여모형을재구성하였다. 이모형에서자녀의질은시장에서구매한보육서비스와부모자신이자녀를돌보는데들어가는시간의합으로결정되는데, 부모가시장에서보육서비스를구매하고동시에자신역시보육서비스를제공할경우에는소득이출산율에미치는영향에대한 Becker의결론이여전히성립함을보였다. 그러나시장에서보육서비스를구매하는것만이유일한선택이라면자녀의질은시장에서구매한보육서비스양으로고정되면서자녀의질과자녀의수간의역의관계가사라지게되고, 따라서소득이증가하면출산율이증가하게된다. Easterlin은세대간의인구수및소득차이가출산율에미치는영향을분석하였다. 그에따르면, 어떤시점에서젊은세대의근로자수가감소하게되면노동시장에서의경쟁이약해져임금이높아지게되고, 이는생활수준상승으로이어져결혼과출산이증가하게된다. 그러나약 20년후의자녀세대는 20년전에증가했던출산의영향으로인하여노동시장에서의경쟁이강해져임금이하락하게되고, 이는소득하락으로이어져출산율감소로이어진다는것이다. 또한, 젊은세대의소 3. 선행연구및함의 5

29 비수준이부모의소득수준에따라형성된다는가정하에서부모세대의소득대비젊은세대의소득비율이높을수록자신의소비수준을충족하기쉬워져결혼을할가능성이높고, 자녀출산도많아진다는가설을제시하였다. 이는동시에젊은세대가부모세대에비해상대적으로소득수준이낮을경우소비수준을충족하기어려워져결혼및자녀출산이낮아질수있음을시사한다. (2) 실증분석연구출산율증감은사회, 경제, 문화등거시적인변화가개인이나부부의의사결정등에영향을미쳐출산행태 (behaviors) 가변화한결과이기때문에 ( 이삼식, 2016) 경제사회적요인과출산율과의관계에대하여다양한연구들이수행된바있다. 먼저, 가구의소득 자산과출산의관계에대한선행연구의결과는일관되지않은것으로파악된다. 김두섭 (2007) 이 2003년전국출산력조사를활용한분석에따르면, 가구총소득및재산수준과출생아수는 V자형의관계를보인다고한다. 이삼식 (2016) 도 2015년전국출산력및가족보건복지실태조사를활용하여출산이거의완료된 40~44세기혼여성의평균출생아수가가구소득수준에따라완만하게역U자형패턴을보이고있음을발견하였다. 반면, 김사현 (2009) 이 1998~2006년한국노동패널조사를활용한분석에따르면가구총소득, 가구총근로소득및가구총금융재산은출산수준 ( 둘째자녀이상의추가출산을포함 ) 과통계적으로유의한차이를보이지않았다. 여성가족패널조사 1~3차년도자료를활용한정은희등 (2013) 의연구에서도가구소득과둘째자녀출산계획이나실제출산에통계적으로유의미한영향이관찰되지않았다. 다음으로, 일 가정양립정책과출산율의관계에대한선행연구의결과는여성의출산휴가또는육아휴직이출산에긍정적인영향을미치는것으로파악된다. Rossin(2011) 에의하면미국에서 12주의무급출산유가를보장하는가족의료휴가법 (Family and Medical Leave Act) 이도입된이후여성이첫째자녀를낳을확률이 0.92p% 증가하였다고한다. Lalive and Zweimüller(2009) 도오스트리아의출산후육아휴직기간이 1년에서 2년으로늘어나면서출산후 3년내추가출산하는산모가 100명당 4.5명이늘었다는연구결과를발표한바있다. 여성가족패널조사 1~5차자료를활용한김인경 (2017) 의연구에서도취업모에대하여직장에서출산휴가를제공하는경우출산확률평균이 3.0%p 증가하였다고보고한바있다. 다만, 양정선 6 I. 서론

30 (2017) 이경기도여성취업자근로실태조사자료를활용하여수행한연구에따르면육아휴직제도가취업모의자녀출산또는추가출산계획에유의미한영향을미치지못하였다고한다. 마지막으로보육비용, 보육서비스등아동돌봄지원과출산율과의관계에대한선행연구에서양육비용지원이나보육서비스이용이출산에긍정적인영향을미치는것으로파악된다. Hilgeman and Butts(2009) 가 20여개국가의통계를통합 분석한결과에따르면보육서비스이용률이 1%p 상승할때 18~45세여성의합계출산율은평균적으로 2%p 상승한다고한다. Hilgeman and Butts는이같은효과가보육서비스이용이부모의경력단절을완화함으로써개인의출산을단념하는현상을완화시키는것으로해석하였다. Rindfuss et al.(2011) 은노르웨이 1973~1998년지방자치단체단위의거시자료에개인의인구등록미시자료를결합하여지역내보육서비스이용가능성이출산율을높이는효과가있음을보였다. 이삼식등 (2010) 은 2009년전국결혼및출산동향조사를활용하여육아서비스이용률이합계출산율에통계적으로유의미한수준에서긍정적인영향을미침을발견하였다. 이에대해이삼식등은육아서비스이용이부모의자녀양육부담을경감시키고특히여성의일-가정양립을가능하게함으로써추가출산으로의이행을촉진하는방향으로출산율에긍정적인영향을미치는것으로해석하였다. 또한, 지역별육아서비스이용률이지역간합계출산율의차이에미치는영향력이통계적으로유의하며, 다만국공립보육시설의수와합계출산율과의관계는통계적으로유의하지않다고한다. 서문희등 (2016) 은 1995~2014년시군구단위통계자료를활용하여시군구보육서비스공급정도가개인의추가출산의사에미약하나마영향을미친다고결론지은바있다. 선행연구검토결과, 출산휴가 육아휴직등일 가정양립정책및보육서비스이용율과출산율의관계에대한검토는이뤄진바있으나, 여성의근로시간및보육시설공급과출산율의관계에집중한연구는부족한것으로판단된다. 장시간근로관행이일 가정양립이어려운근본원인으로지적 2) 되는점을고려할때, 여성의근로시간과출산율의관계에대한검토의필요성이있다고본다. 또한, 저출산해소정책의일환으로보육시설에대한정부지원이지속적으로강화되는현상황을고려할때, 보육시설공급과출산율의관계에대한검토의필요성이있다고본다. 2) 대한민국정부, 제 3 차저출산 고령사회기본계획 (2016~2020), 선행연구및함의 7

31 나. 결혼선택 Becker(1973) 의연구는결혼을결혼시장참여자들의선택으로간주하고결혼을경제적관점에서분석한최초의연구로꼽힌다. Becker는결혼시장참여자들이미혼으로남을때의효용수준보다결혼을통해얻는효용수준이높을경우결혼선택이이루어지며, 이러한의사결정에영향을미치는변수로소득, 인적자본 (human capital), 결혼상대방과의상대적임금의차이 (relative difference in wage rates) 등이있다고주장하였다. Becker에의하면, 결혼시장참여자들의목적은결혼으로인해나타나는남녀배우자별가정내분업화, 소득결합 (income pooling) 및공동소비를통한효용의극대화에있으며, 부부는비교우위에따라가사노동과시장노동을전담하여집중하는경우미혼일때보다결혼이후두사람의소비의합이증대될수있다는것을이론적으로제시하였다. Becker의연구이후, 연구자들은사람들이결혼을하지않거나늦추는원인을경제학적으로해명하려는연구를다수발표하였고대표적이론모형으로결혼시장탐색모형 (a search model of marriage market) 이있다. Oppenheimer(1988, 2000) 는남성이결혼상대자인여성에게청혼을하는상황을분석하였는데, 여성은남성의임금수준이자신이염두에둔수준 (reservation value) 보다낮다면청혼을거절하고, 다음청혼자를기다린다는가설을설정하였다. Oppenheimer의연구결과에의하면임금불평등이심화될수록여성이다음청혼자를기다릴때임금수준이높은청혼자를만날확률이높아지므로결혼을하지못하는남성과여성이증가할수있다는것을제시하였다. Loughran(2002) 은미국의자료를이용하여결혼시장탐색모형을검증하였는데, 백인남성의임금불평등확대는 1970년과 1990년기간중 20~33세백인여성의결혼의향하락의 7~18% 를설명한다는것을밝혔다. 노동시장여건과혼인율과의관계에관한연구로는 Blau et al.(2000), Willis and Michael(1994) 및이상호 이상헌 (2011) 의연구가있다. Blau et al.(2000) 은 1970, 1980 및 1990년미국의전수조사자료를이용하여노동시장의여건이젊은여성 (16~24세) 의결혼결정에중요요인이라고주장하였다. 여성의경우노동시장의여건이좋을때유보가치가상승하여결혼률이낮아지며, 남성의경우노동시장여건이나쁠때소득불평등악화로결혼률이낮아짐을보였다. 여성들의결혼빈도감소에경제적요인들이크게영향을미치고있으며, 젊은남성들의노동시장의불 8 I. 서론

32 리한조건들과실질임금하락이결혼율하락의가장큰요인이라고주장했다. Loughran(2002) 은백인남성의임금불평등확대는 1970년과 1990년기간중 20~33세백인여성과높은교육수준의흑인여성들의결혼성향 (marriage propensities) 하락의 7~18% 를설명한다고밝혔다. 반면, 임금불평등증가가교육수준이낮은흑인여성들의결혼행태에거의영향을미치지않음을보였다. Gould and Paserman(2003) 은 1970~1990년자료를이용하여남성의임금불평등확대가여성결혼률하락의약 25% 를설명한다고주장하였다. 도시고정효과, 도시별시간추세를통제하고남성의지역적불평등의대리변수로여성의출생국가의불평등을사용하여남성의임금불평등도가높을수록여성의탐색기간이길어진다는것을실증분석하였다. 이것은여성의경제활동참여또는임금변화에따른남성의결혼결정때문이아니라는점을나타내는결과이다. 다른연구들은결혼률이낮아지는이유로초혼연령의증가, 여성의경제활동참여증가등이지목되고있다. Bergstorm and Schoeni(1996) 는남성이여성보다늦게결혼하는이유가남성의소득전망때문임을보였다. 남성의노동시장진입이결혼의필요조건이며, 남성의소득이초혼연령과관련성이크고, 30세이후연령에결혼하는경우초혼연령과소득사이에는부정적인상관관계가있음을보였다. Jensen(2012) 은인도의시골마을에젊은여성들에게 3년간아웃소싱일자리를제공한사례를통해외생적인노동참여기회가여성의결혼및출산에미치는영향을분석하였다. 그결과해당지역의여성들이노동시장에진입하거나교육을받기위해결혼하거나자녀를가질확률이훨씬낮다는사실을발견하였다. 결혼결정요인및초혼연령등에대한국내연구들은주로노동패널조사자료또는설문조사자료를이용하여분석하였다. 이상호 이상헌 (2011) 은시도패널및노동패널자료분석을통해결혼건수와초혼연령이경제적요인에영향을받는지살펴보았다. 그결과고용불안정성의증가는젊은남녀의결혼시장참여를제약하여혼인건수를감소시키고초혼연령을상승시키는것으로나타났다. 또한주택가격의상승은결혼비용증가를초래하여남성의결혼시장참여를제약하는것으로나타났다. 박경숙외 (2005) 는 1998~2002년한국노동패널조사를이용하여교육과고용상의지위가결혼시기에미치는영향을분석하였다. 남성의경우 1990년이후교육수준이높을수록그리고일자리를가지고있을수록결혼시기가빠르게나타났으며이는교육수준이높은남성에게좋은직장이보장되는상황에서교육에따른초혼지 3. 선행연구및함의 9

33 연효과가상쇄된다고보았다. 반면여성은경제활동에대한동기가증가되고노동시장에서지위획득의경쟁이강화되면서초혼시기가늦어지고결혼에대한의향이약화된것으로보았다. 김혜영 선보영 (2011) 은 2010년평균혼인연령 (28.7세) 을넘긴가임기연령대미혼여성들 (29~44세) 750명을대상으로한면접설문조사자료를분석하였다. 향후결혼의향 ( 있음 =1, 없음 =0) 을종속변수로하여인구사회학적, 결혼기회구조, 가치관요소등을설명변수 3) 로한로지스틱분석을실시하였다. 분석결과전통적인가족및결혼에대한가치관을지닌집단과현실적으로결혼이가능하게하는경제적요건을갖춘집단에서결혼의향이높음을보였다. 또한결혼후일-가정양립에대한부정적인식, 자신의직장만족도가높은여성일수록결혼의향이크지않은것으로분석되어결혼으로포기해야하는여러가지기회비용들이결혼에장애물로작용함을보였다. 최새은 옥선화 (2003) 는 1965~1970년에출생한 383명의기혼남녀설문조사자료를이용한위계적회귀분석을통해초혼연령이늦어지는집단의특성과결혼지체의요인을분석하였다. 그결과남녀모두소득및교육수준이높고, 취업연수가길수록초혼연령이늦어지는것으로나타났다. 결혼관과결혼규범과같은긍정적결혼가치관을가진여성의초혼연령이빨라지는반면, 남성의경우결혼가치관이초혼연령과무관하였다. 지금까지살펴보았던결혼선택과관련된선행연구들은주로성별, 교육연수, 주택가격, 결혼에대한가치관의변화등과같은요인이결혼에미치는영향을다루었다. 그러나결혼에큰영향을미칠것으로예상되는경제적변수들인고용형태와임금과같은요인들이실제결혼에미치는영향과관련된연구는찾기어렵다. 이에본보고서는고용, 임금과결혼선택과의관계를분석해보고자한다. 3) 인구사회학적특성 ( 연령, 교육수준, 직종, 월평균소득 ), 가치관요소 ( 결혼관, 결혼연령규범, 양성평등의식, 자녀가치관 ), 결혼기회구조인식 ( 미혼자에대한평가, 일가정양립에대한인식, 직장만족도 ), 결혼지원정책 ( 결혼정보제공및상담, 이성간의만남의장제공, 결혼준비를위한유급휴가제도, 결혼자금융자, 직장가정양립을위한기업문화 ) 등 10 I. 서론

34 다. 인구구조변화와경제성장인구구조변화가향후우리나라경제성장에미치는영향에대한기존연구는크게생산함수접근법과구조모형접근법으로구분할수있다. 생산함수접근법은생산요소의투입량과총요소생산성을개별적으로전망하고생산함수에서결합하는방식으로경제성장률을전망한다. 생산함수는일반적으로노동투입량과자본량, 총요소생산성으로구성하는콥-더글러스생산함수를가정한다. 노동투입은취업자수를기준으로추계하는데인구구조변화는취업자수전망에사용되는인구추계로반영된다. 일반균형적접근법은일반균형모형을통해경제구조를설정하면노동공급과자본축적등을모형의내부에서결정한다. 장기경제성장경로분석에적용할수있는대표적인일반균형적접근법은동태적일반균형모형과생애주기중첩세대일반균형모형이있다. 4) 중첩세대일반균형모형은매기새로운경제구성원이시장에진입하고일생을다한구성원은퇴장하게되므로경제활동진입시점에따라소득증가율, 기대수명등의다른경제환경에따른노동공급과저축등의의사결정에차이가발생한다. 매시점세대별경제행위에의해거시경제변수가결정되며이는임금, 시장이자율등의변화를통해다시경제구성원의행태에영향을주게된다. 홍기석 (2003) 은우리나라의고령화가거시경제에미치는영향을연구하였다. Auerbach-Kotlikoff류의중첩세대모형의모의실험을이용한분석결과고령화는저축률을하락시키고 1인당 GDP 성장률을낮게하는효과를가진다는것이다. 이는생애주기가설을이용함에따라일반적으로예상할수있는결론이다. 한진희 (2003) 는내생적성장이론에바탕을둔실증분석결과고령화수준그자체보다는변화속도가경제성장과연계된다고보았다. 1961~1990년기간중 1인당 GDP 성장률회귀식에생산가능인구비율의수준및변화변수를설명변수로추가하여분석하였다. 고령화에따라경제성장률이둔화된다고하더라도현실경제에서는이러한영향을상쇄시키는힘이작동하고있을수있기때문이다. 고령화자체보다는고령화에따라경제에대한왜곡요인으로작용할수있는각종제도개선에초점을맞추어야한다고보았다. 권규호 (2015) 는통계청이 2010년발표한장래인구추계의인구시나리오를비교하였다. 합계출산율이 1.42명까지증가할것이라는중위추계와출산율이 1.01명까 4) 권규호, 한국의인구구조변화와장기성장전망, 정책연구시리즈 , KDI, 선행연구및함의 11

35 지낮아질것이라는저위추계를비교한결과 2060년에는경제성장률이연평균 0.8%p까지차이가커진다고전망하였다. 또한총요소생산성을높이거나여성의노동공급을증가할경우실질GDP는각각 0.5%p와 0.2%p가높아질수있음을보였다. 이와같은경제성장률의변화와관련하여단기적으로 0.2~0.3%p의경제성장률을높이기위해막대한비용을지불하는점을상기하면이와같은차이가시사하는바가크다고해석하였다. 안병권 김기호 육승환 (2017) 은성장회계모형을바탕으로통계청의인구추계를반영하여추정해본결과인구고령화로인해 2000~2015년기간중연평균 3.9% 에달했던우리나라경제성장률은 2016~2025년에는 1.9%, 2026~2035년기간중에는 0.4% 로하락하는것으로추정되었다. 그러나정년을연장하고여성의경제활동참가율을높이는한편생산성을높이고출산율을높이는종합적인대책을시행할경우경제성장률은 20년내에는 1% 중반정도는유지할것으로분석하였다. 또한동태적연산가능일반균형모형을이용하여성장회계의결과를비교한결과정년을 5년연장하는경우성장률은기준대비 0.2%p가높아지고여성경제활동참여율을 OECD국가평균수준으로높일경우에는경제성장률이 0.25~0.28%p 높아질수있음을보였다. 인구구조변화의거시경제적파급효과에대한선행연구는대부분경제활동인구감소가국내총생산을줄이고자본소득과노동소득, 연금재정등대부분의경제활동에부정적인영향을주는것으로전망하였다. 다만, 출산율하락세가최근심화되었으나, 대부분의선행연구가통계청이 2010년에발표한인구시나리오에기초하고있다. 이에본연구는최근의출산율하락을반영한인구시나리오를통해거시경제적파급효과와저출산의부정적영향을완화시킬수있는다양한대안을종합적으로검토하고자한다. 12 I. 서론

36 우리나라저출산및정부대책현황 1. 우리나라저출산현황및국제비교가. 우리나라저출산현황 우리나라의합계출산율은 1960년에 6.0명, 1970년에 4.53명으로높은수준이었다. 이후경제성장과가족계획이시작된이후합계출산율은지속적으로감소하여 1983 년에는대체출산율수준이하인 2.06명에도달하였고, 1990년에는 1.57명으로하락하였다. 1995년에는 1.63명으로소폭상승하였으나 2000년대이후다시하락하여 2002년이후부터는초저출산수준인 1.3명이하로하락하여 2005년에는 1.09명까지하락하였다. 이후 2000년중 후반부터 2012년까지합계출산율이상승하여 2010년에 1.23명, 2012년에 1.30명이었다. 그러나다시 2015년이후부터합계출산율이추세적으로하락하기시작하여 2015년 1.24명, 2016년 1.17명이었고 2017년에는역대최저수준인 1.05명이었다. [ 그림 1] 연도별합계출산율현황 자료 : 통계청 (2018), 2017 년출생통계 ( 확정 ) 1. 우리나라저출산현황및국제비교 13

37 출생아수는 1970년에 100.7만명으로 100만명이상이었으나 1980년 86.3만명, 1985년 65.5만명으로하락하였다. 이후 1990년대에는전후베이비붐세대의출산으로출생아수가증가하여 1995년 71.5만명이었다. 2000년대이후출생아수가다시감소하기시작하여 2002년에는 49.7만명으로처음으로출생아수가 50만명이하로하락하였고이후 2012년까지출생아수가 40만명대후반을유지하였다. 그러나 2013 년이후부터출생아수가급격하게감소하기시작하여 2014년 43.5만명, 2016년 40.6만명으로하락하였고 2017년에는 35.8만명으로역대최저수준에이르게되었다. 인구 1,000명당출생아수를의미하는조출생률의경우 1970년에 31.2명이었고 1990년 15.2명, 2000년 13.5명이었으며, 2008년 9.4명, 2012년 9.6명에이어이후지속적으로하락하여 2016년에 7.9명, 2017년에 7.0명이었다. [ 그림 2] 연도별출생아수, 조출생률 자료 : 통계청 (2018), 2017 년출생통계 ( 확정 ) 최근의출생아수와출산율경향을살펴보면, 2017년의경우출생아수는 35.8 만명으로 2016년에비해 4.9만명 (-11.9%) 이감소하였고역대처음으로 40만명이하였다. 2008년이후최근 10년간 2010~2012년과 2015년을제외하고모두전년대비출생아수가감소하였고특히 2017년은전년에비해 11.9% 가감소하였다. 1일평균출생아수도 2017년에 980명으로처음으로 1,000명이하로감소하기에이르렀다. 14 II. 우리나라저출산및정부대책현황

38 [ 표 1] 출생아수, 조출생률및합계출산율 ( ) ( 단위 : 천명, %, 명, 인구 1천명당명, 가임여자 1명당명 ) 출생아수 전년대비 증감 증감률 일평균출생아수 1,273 1,219 1,288 1,291 1,324 1,196 1,193 1,201 1, 조출생률 합계출산율 자료 : 통계청 (2018), 2017년출생통계 ( 확정 ) 2000년대중반까지주출산연령대, 즉, 모 ( 母 ) 의합계출산율이가장높은연령대는 20대후반이었지만, 2000년대후반부터주출산연령대가 30대초반으로이동하였다. 1995년에합계출산율이가장높은연령대는 20대후반으로 175.3명이었으나, 2017년에는 30대초반의합계출산율이 97.7명으로가장높았다. [ 그림 3] 연도별주출산연령대및합계출산율현황 그런데주출산연령대인 30 대초반의합계출산율이 2015 년이후대폭하락하 게되면서전체합계출산율이하락하게된것으로볼수있다 년기준으로모 1. 우리나라저출산현황및국제비교 15

39 의연령별출산율 ( 해당연령여자인구 1천명당출생아수 ) 은 30대초반이 97.7명으로가장높고, 20대후반이 47.9명, 30대후반이 47.2명순이다. 2016년과비교하여볼때, 주출산연령대인 30대초반출산율이가장크게감소 (110.1명 97.7명) 하였고, 20대후반출산율도큰폭으로감소 (56.4명 47.9명) 하여 30대후반 (47.2명) 과유사한수준이다. [ 표 2] 연도별모 ( 母 ) 의연령대별합계출산율 ( 단위 : 명 ) 15-19세 20-24세 25-29세 30-34세 35-39세 40-44세 45-49세 자료 : 통계청 (2018), 2017년출생통계 ( 확정 ) 나. 국제비교 2016년기준 OECD 회원국들의합계출산율은대부분대체출산율 (2.1명) 에미치지못하여저출산이우리나라만의문제는아니다. 하지만우리나라는 OECD 국가중합계출산율이가장낮을뿐아니라 2016년기준으로유일한초저출산국 (1.3명이하 ) 이다. 2015년에는폴란드의합계출산율이 1.29로우리나라와함께초저출산국이었으나, 폴란드의출산율은 2016년에 1.36으로반등하였다. [ 그림 4] OECD 회원국의합계출산율 (2016) 자료 : OECD(2018), Family Database 16 II. 우리나라저출산및정부대책현황

40 우리나라는현재초저출산국일뿐아니라 1995년이후가장오랜기간동안초저출산국에머무르고있다. 1990년부터 2016년기간중우리나라는 14년간합계출산율이 1.3명미만이었으며 5), 2017년은 1.05명이고 2018년의출산율은 2017년보다더낮아질가능성이높다. 1995년이후합계출산율이 1.3명 ( 초저출산국기준 ) 미만으로낮아진경험을한국가는 OECD 35개국중 14개국가 ( 체코, 에스토니아, 독일, 그리스, 헝가리, 이탈리아, 일본, 라트비아, 폴란드, 포르투칼, 슬로바키아, 슬로베니아, 스페인, 한국 ) 인데, 체코, 이탈리아, 슬로베니아는 2000년전후 11년간합계출산율이낮았으나 2015년에는 3국모두 1.3명이상을유지하였고, 그외국가는 10년내출산율이반등하였다. 합계출산율이 1.3 미만으로낮아진시기 최저출산율 시작년도 종료년도 지속기간 년도 ( 출산율 ) 한국 2002년 - 14년 2017 (1.05) 체코 1995년 2005년 11년 1999 (1.13) 이탈리아 1993년 2003년 11년 1995 (1.19) 슬로베니아 1995년 2005년 11년 2003 (1.20) 스페인 1993년 2002년 10년 1997 (1.16) 그리스 1995년 2003년 9년 1999 (1.23) 폴란드 2002년 2006년 2013년 2015년 8년 2003 (1.22) 슬로바키아 2000 년 2007 년 8 년 2002 (1.19) 라트비아 1995 년 2002 년 8 년 1998 (1.10) 헝가리 [ 표 3] 1990 년이후합계출산율이 1.3 명미만으로낮아진 OECD 국가사례 1999 년 1999 년 2003 년 2004 년 2010 년 2011 년 5 년 2011 (1.24) 독일 1992 년 1995 년 4 년 1994 (1.24) 일본 2003 년 2005 년 3 년 2005 (1.26) 포르투칼 2012 년 2014 년 3 년 2013 (1.21) 에스토니아 1998 년 1998 년 1 년 1993 (1.28) 주 : 한국은 2012 년의합계출산율은 1.3 명으로초저출산국에서일시적으로벗어난바있음자료 : OECD database 5) 우리나라는 2012 년에는합계출산율이 1.30 명으로초저출산국을벗어난바있음 1. 우리나라저출산현황및국제비교 17

41 역대최저출산율을비교하면우리나라의출산율이세계최저임이한번더확인된다. 우리나라는 2017년 1.05명의최저출산율을기록하였으나, 우리나라를제외하면최저출산율은 1998년 1.10명을기록한라트비아와 1999년 1.13명을기록한체코가있으나, 1.1명이하로내려간국가는우리나라가유일하다. 우리나라의저출산현황을설명할때일본이자주비교대상으로거론된다. 일본은 2000년초반초저출산국으로분류되었으나 3년만에출산율이회복된바있으며 2016년의합계출산율은 1.44명이다. 또한가장출산율이낮았던 2005년의합계출산율은 1.26명으로초저출산국으로분류되기는했으나우리나라와같이합계출산율이 1.0명대로낮아진경험은없다. 2001년이후우리나라의출산율은일본보다지속적으로낮은수준이기때문에, 저출산현상은우리나라가일본보다더심각한상황이라고할수있다. [ 그림 5] 우리나라와일본의합계출산율비교 ( ) ( 단위 : 명 ) 자료 : OECD Family database 출산율은국가별사회경제적요인에따라달라지므로단순히출산율의높고낮음으로해당국가의출산율이개선되었는지를파악하기는어렵다. 인구학적요인으로기준출산율자체가높거나낮을수있기때문이다. 하지만과거의전망치와실적치를비교하면해당국가의출산율이개선되었을지혹은악화되었는지를파악 18 II. 우리나라저출산및정부대책현황

42 할수있다. UN은매년장기인구전망을실시하므로 2006년에 UN에서추정한 2015~2020년출산율전망치와 OECD에보고된 2015년도실적치를비교해보았다. 그결과초저출산국을경험한체코, 일본, 슬로바키아, 슬로베니아의 2016년출산율실적치는전망치보다최소 0.14명에서최대 0.28명을상회하였다. 체코의 2015~2020년출산율은 1.35명으로전망되었으나 2016년실적은 1.63명이었으며, 일본은 1.3명으로전망되었으나 1.44명으로예상치를상회했다. 폴란드, 라트비아, 헝가리, 독일, 에스토니아, 독일등도실적치가전망치를상회하였다. 반면, 우리나라는여전히초저출산국이며, 2016년의출산율실적치가전망치보다 0.07명이낮아출산율회복국가와차이가있는것으로나타났다. [ 표 4] 출산율회복국가의합계출산율전망치와실적치비교 ( 단위 : 명 ) 체코슬로베니아슬로바키아일본한국 2006 년의 2015~2020 년전망치 (A) 년실적치 (B) 차이 (B-A) 주 : 초저출산율경험국가중 2005 년이후합계출산율이 1.3 명을넘어선국가를출산율회복국가로선정하여 2006 년도에전망한 2015~2020 년합계출산율전망치와 2015 년합계출산율실적치를비교자료 : UN, World Population Prospects: The 2006 Revision( 전망치 ) OECD Family database 실적치 ) 2. 정부의저출산대응정책가. 중앙정부저출산정책현황 우리나라의인구정책은 1960년대출산억제정책 (1962~1995년) 으로시작하여 1990년중반이후인구자질향상정책 (1996~2003년) 을거쳐 2004년부터출산장려정책 (2004 년 ~ 현재 ) 에이르고있다. 1960년대초에 경제개발 5개년계획 수립과정에서인구증가억제를정책적으로추진하면서 1960년대부터 1990년대중반까지 하나만낳아잘기르자 와같은슬로건을내세워가족계획사업을진행하였다. 하지만 1983년에합계출산율이인구대체수준미만 (2.08) 으로하락하고저출산사회로진입 (1984년, 2. 정부의저출산대응정책 19

43 1.74명 ) 하자 1990년대중반부터는정책방향을변경하여인구자질향상정책기 6) 로들어섰다. 인구자질과복지증진정책을 2000년도초반까지펼치다가 2001년합계출산율 1.30명으로초저출산시대가시작되면서 2000년대중반부터출산장려정책을추진하고있다 ( 인구정책 50년사편찬위원회, 2016). 합계출산율이 1.09명으로하락한 2005년에정부는 저출산 고령사회기본법 을제정하고, 저출산 고령사회위원회를출범시켰다. 이후 2006년제1차저출산 고령사회기본계획을수립하였다. 저출산 고령사회기본계획 ( 이하 기본계획 ) 은 5년단위계획으로, 제1차기본계획은 2006~2010년까지의계획이며, 제2차기본계획은 2011~2015년까지의계획이다. 현재는 2016~2020년까지의제3차기본계획이 3년째추진되고있다. 정부의저출산정책은 저출산 고령사회기본법 제20조에따라저출산 고령사회중장기목표및방향을설정하고, 이에따라기본계획을수립 추진하는것을기반으로실행되고있다. 기본계획에는 1) 저출산 고령사회정책의기본목표와추진방향, 2) 기간별주요추진과제와그추진방법, 3) 필요한재원의규모와조달방안, 4) 그밖에저출산 고령사회정책으로필요하다고인정되는사항등을포함할것을규정하고있다 ( 동법률제20조제3항 ). 따라서우리나라정부의저출산대응정책현황을살펴보기위해범국가적차원의저출산정책이수립 시행되기시작한기본계획을중심으로검토할필요가있다. 이에본절에서는제1차 (2006~2010년), 제2 차 (2011~2015년), 제3차 (2016~2020년) 기본계획을중심으로저출산정책의기본목표와추진방향, 주요내용과중점과제, 재정투입규모등을검토함으로써저출산정책현황을살펴본다. 제1차기본계획 (2006~2010년) 의목표는 저출산대응기반구축 이다. 제1차기본계획에서는자녀양육및교육비에대한부담, 일 가정양립곤란, 육아지원시설부족등자녀양육환경이미흡한점등을출산과양육의장애요인으로판단하고이를제거하는방식으로저출산대책에접근하였다. 정책의주요대상은저소득가정이고, 보육지원내용이정책의중심을이루었다. 출산율하락추세반전을위해설정한추진과제는 출산과양육에유리한환경조성 으로, 이를위해 결혼 출산 양육에대한사회책임강화, 일과가정의양립및가족친화사회문화조성, 건전 6) 인구자질향상정책기란정부의인구정책중인구증가억제과정에서의성비불균형을해소하고, 출산에대한자기결정권과건강증진에주력했던시기를의미한다. 20 II. 우리나라저출산및정부대책현황

44 한미래세대육성 을추진하였다. 결혼 출산 양육에대한사회책임강화를위해신혼부부출발지원, 자녀양육가정의경제적 사회적부담경감, 다양하고질높은육아지원인프라확충, 임신 출산에대한지원확대를추진하였다. 그리고일과가정의양립, 가족친화문화조성을위해서모성보호강화, 가족친화적직장문화조성, 학교 사회교육강화및가족문화조성등의추진과제를두고있다. 건전한미래세대육성과관련해서는아동 청소년의안전한성장환경조성, 아동 청소년의건전한성장을위한사회적지원시스템확립, 빈곤아동의자활 자립지원에대한추진과제들을담고있다. 제2차기본계획 (2011~2015년) 의목표는 점진적출산율회복 이다. 제2차기본계획에서는맞벌이등일하는가정을대상으로하는정책들이부각되었으며, 기존저소득층대상중심에서나아가중산층이상으로대상의폭을확대하였다. 정책영역역시제1차기본계획의보육지원에더해일 가정양립지원내용등을보강함으로써보다종합적인접근을시도하였다. 제1차기본계획에이어출산과양육에유리한환경조성을위해 일과가정의양립일상화, 결혼, 출산, 양육부담경감, 아동 청소년의건전한성장환경조성 을추진하였다. 1 일과가정의양립일상화 를위해서는육아를위한휴가 휴직제도개선, 유연한근무형태확산, 가족친화직장환경조성을중점적으로다루었다. 2 결혼, 출산, 양육부담경감 과관련해서는가족형성여건조성, 임신 출산에대한지원확대, 자녀양육비용지원확대, 다양하고질높은육아지원인프라확충을추진하였다. 3 아동 청소년의건전한성장환경조성 을추진하기위해서는취약계층아동지원강화, 아동 청소년역량개발지원, 안전한아동 청소년보호체계구축, 그리고아동정책추진기반조성등을이어갔다. 전반적으로제1차와제2차기본계획은출산과양육에유리한환경조성을목표로자녀양육지원에중점을두었다고볼수있다. 특히제2차기본계획의추진기간중시행된영유아보육료지원확대 ( 무상보육 ) 와같은정책을통해기혼가구특히, 자녀가있는가족이정책과재정적수혜의대상이되었다. 2. 정부의저출산대응정책 21

45 [ 표 5] 제 1 차및제 2 차저출산 고령사회기본계획의주요내용 구분제 1 차저출산 고령사회기본계획제 2 차저출산 고령사회기본계획 추진방향출산과양육에유리한환경조성 대상 저소득가정 대상 맞벌이등일하는가정 영역 보육지원중심 영역 일 가정양립등종합적접근 추진방식정부주도 추진방식범사회적정책공조 자녀양육가정사회 경제적부담경감가족형성여건조성출산 양육결혼 출산, 질높은육아지원인프라구축임신 출산에대한지원확대의사회적양육부담자녀양육비용지원확대책임강화임신 출산에대한지원확대경감질높은육아지원인프라구축 일 가정 일과가정의양립환경조성 일과 육아를위한휴가휴직제도개선 양립가능학교 사회교육강화 가정의 유연한근무형태확산 사회시스양립가족생활문화여건조성템구축일상화 가족친화직장환경조성 아동 청소년의안전한성장환경조성아동 청소취약계층아동지원강화가족친화 년의아동 청소년역량개발지원양성평등건전한사회문화아동청소년건전성장지원시스템확립안전한아동 청소년보호체계구축성장환경조성조성아동정책추진기반조성 여성의경제활동참여촉진 잠재인력 여성의경제활동참여촉진 고령인력활용시스템구축 활용기반외국적동포및외국인력할용 여성 고령구축및인력활용외국국적동포 외국인력활용및인적자원 선순환적직업능력개발체계확립 제고사회통합기반조성경쟁력 산업재해예방으로노동력손실방지 미래성장동력확보 인적자원경쟁력제고 직업능력개발및평생학습체계구축산업재해예방으로노동력손실방지역모기지제도도입자산운용산업육성장기국채시장활성화 인구구조변화에대응한경제사회제도개선 학령인구감소대응교육제도개선고령화관련주택및금융수요변화에대응미래재정위험대비중장기재정건전성유지 고령친화산업육성 고령친화산업인프라조성고령친화제품기술개발촉진 고령친화산업육성 제품및서비스품질향상을통한산업경쟁력확보국내외시장활성화 고령친화제품표준화확대 고령자용식품산업기반조성 세부과제수 총237개 ( 저출산 96개, 고령 66개, 성장동력 71개, 사회적분위기조성 4개 ) 총231개 ( 저출산 95개, 고령 78개, 성장동력 58개 ) 자료 : 대한민국정부 (2009), 2006~2010 제1차저출산 고령사회기본계획 ( 보완판 ) 22 II. 우리나라저출산및정부대책현황

46 제1차기본계획은상대적으로저소득가정을중심으로하는보육지원부문에편중되어진행되었으며, 민간영역의참여가부족하다는한계로인해제2차기본계획에서는맞벌이가정에대해일 가정양립정책등이도입되고기존의정부주도에서범사회적정책공조를형성함으로써국민적책임의식을확산하고자노력하였다. 그러나제2차기본계획의저출산대응정책역시기혼가구의보육부담경감위주의정책이라는점에서한계가지적되었고저출산의원인중하나인만혼화에대응한결혼지원정책및기반조성노력이미흡한것으로평가되었다. 제3차기본계획 (2016~2020년) 의목표는 아이와함께행복한사회 로, 계획수립당시 2014년합계출산율 1.21명을 2020년에 1.5명으로올리겠다는목표치를제시하였다. 이를위해청년고용활성화, 신혼부부등주거지원강화과제를포함한 청년일자리 주거대책강화 와임신 출산에대한의료적지원확대및포용적가족형태인식확산을위한 난임등출생에대한사회책임실현, 맞춤형보육 돌봄확대와자녀와부모가행복한교육개혁의내용을담은 맞춤형돌봄확대 교육개혁 전략, 그리고양성이평등한일 가정양립, 중소기업 비정규직도아이키우기좋은환경을만들기위한 일 가정양립사각지대해소 를골자로추진전략이마련되었다. 구분분야중점과제 저출산대책 [ 표 6] 제 3 차저출산 고령사회기본계획의주요내용 청년일자리 주거대책강화 난임등출생에대한사회적책임강화 맞춤형돌봄확대 교육개혁 일 가정양립사각지대해소 저출산 고령사회대응기반강화 자료 : 대한민국정부 (2016), 2016~2020 제 3 차저출산 고령사회기본계획 청년고용활성화신혼부부등주거지원강화임신 출산사회책임시스템구축다양한가족에대한포용성제고아동이행복하고안전한여건조성맞춤형보육돌봄지원체계강화교육개혁추진일 가정양립실천분위기확산남성 중소기업 비정규직등일 가정양립실천여건강화일 가정양립지원제도활성화민간 지역 정부협력체계강화홍보 인식개선활성화중앙 지방의추진기반강화 2. 정부의저출산대응정책 23

47 저출산정책에투입된재정규모는지속적으로증가해왔다. 기본계획의저출산관련재정투입은예산기준으로제1차기본계획에는 19조 7,000억원이었고, 제2 차기본계획에는 60조 5,000억원이었으며, 현재수행중인제3차기본계획에는 108 조 4,000억원이투입될예정이다. 연단위로재정규모를살펴보면, 제1차기본계획이시작된 2006년에 2조 1,000억원에서제3차기본계획이시작된 2016년에는 20조 5,000억원으로 10년간연간소요액이약 10배증가하였다. 또한 2006~2020년까지저출산관련재정투자는총 188조 6,000억원에달할것으로전망된다. 정부는 2016~2020년까지저출산관련재정투자를해마다 20조원수준을유지할것으로보인다. 그동안제1차 ~ 제2차기본계획이주로무상보육, 양육수당신설과같은기혼자들의양육지원과관련된재정투자였다면, 제3차기본계획은청년일자리 주거대책강화와관련된청년고용활성화와신혼부부등주거지원강화와관련된재정투자가핵심이될것으로전망된다. [ 표 7] 제1~3차저출산 고령사회기본계획재정투자현황 ( 단위 : 조원 ) 구분 저출산 고령화 성장동력 총계 제1차기본계획 (2006~2010) 합계 제2차기본계획 (2011~2015) 합계 제3차기본계획 (2016~2020) 합계 총계 주 : 예산액기준으로정리함 자료 : 대한민국정부 (2016), 2016~2020 제3차저출산 고령사회기본계획 24 II. 우리나라저출산및정부대책현황

48 국회예산정책처의 2017년도결산분석보고서에따르면이와같은지원에도불구하고, 저출산정책관련예산의집행실적이낮다. 이는출산전후휴가, 육아기근로시간단축활용저조, 기업의대체인력채용실적저조등에기인한다. 따라서출산육아기근로자가실질적으로고용불안정에대한염려없이출산 육아를위한휴직기간을보장받을수있도록일 가정양립지원사업개선방안이모색될필요가있다. 7) 나. 지방자치단체저출산정책현황우리나라지방자치단체의인구정책은대부분중앙정부인구정책에종속되어추진되어왔기때문에지역별특성에맞는인구정책이수행되어왔다고보기어렵다. 그러나초저출산현상이지속되어오면서지역별특성과지방자치단체의실정에맞는저출산대응정책의필요성이제기되고있다. 보건복지부에의하면 2017년기준으로지방자치단체가실시하고있는출산지원정책 ( 세부사업기준 ) 은총 2,169개로 2016년 1,499개대비 44.7% 가증가하였다. 임신 (603개), 출산 (746개), 육아 (728개), 결혼 (92개) 의지원정책을시행하고있으며, 2016년에비해출산 (268개증 ), 육아 (248개증 ) 분야에서지원정책이큰폭으로증가한것으로나타났다. 지원방식별로는서비스 (614개), 현금 (571개), 현물 (346개), 교육 (304개), 홍보 (236개), 바우처 (98개) 순으로나타났다. 결혼과관련된출산지원정책으로는혼인전건강검진, 청년부부정착금, 예비부부 ( 부모 ) 교실등이있으며, 임신과관련된정책으로는난임시술비지원, 엽산제 철분제지원, 임산부의날지원등이있다. [ 표 8] 지방자치단체출산지원정책현황 출산지원정책현황 세부사업내용 1 현금 국제결혼 ( 친정방문 ) 비용지원, 혼인전건강검진, 청년부부정착금등 2 현물 예비부부산전검사기지원 결혼 3 바우처 예비부부검사쿠폰지원, 결혼직원특별포인트등 (92) 4 서비스 선남선녀페스티발, 미혼커플매칭, 혼인신고기념카드등 5 교육 예비부부 ( 부모 ) 교실 6 홍보 결혼축하소식게시, 착한결혼캠페인 임신 1 현금 난임시술비지원, 임신부각종검사비용지원 7) 국회예산정책처, 2017 회계연도결산총괄분석 Ⅰ, 정부의저출산대응정책 25

49 출산지원정책현황 2 현물 3 바우처 세부사업내용 엽산제 철분제지원, 임신부의자등임신부대상물품대여, 임신축하용품 사전검사등쿠폰 ( 상품권 ) 지급 각종공공요금할인, 찾아가는산부인과, 임신부특별휴가, 직장임신부 4 서비스 (603) 의날, 나눔장터요리교실, 직원휴게실, 각종체험프로그램등 5 교육 ( 임신부대상 ) 출산교실, 태교힐링프로그램, 태교독서활동지원 6 홍보 출산장려인형극, 임산부의날, 태교음악회 ( 콘서트 축제등포함 ), 임산부밴드 1 현금 출산지원금 ( 출산장려금등 ), 출생아보험료지원, 맞춤형복지포인트또는출산포인트, 출산축하통장, 산후조리비용 2 현물 출생아대상물품지원 ( 기저귀, 크림, 배냇저고리, 욕조등 ) 출산 3 바우처 출산용품교환권, 출산기프트카드 (746) 4 서비스 작명, 베이비마사지교실, 가사도우미지원등 5 교육 모유교실, 저출산인식개선교육, 출산관련교육단 ( 조직 ) 설치등 6 홍보 우리아이사진공모, 출산장려캠페인, 각종문화행사, 인사우대 ( 업무대행 ), 신문게재 ( 아기축하메세지 ), 홍보전담반 1 현금 다자녀정액포인트또는첫돌사진, 기업자매결연, 어린이집등운영 ( 방과후교실 ) 지원 2 현물 북스타트, 장난감나라 ( 도서관 ), 유축기 유모차대여 육아 3 바우처 다자녀입학축하상품권, 백일기념사진비지원 (728) 다자녀가정할인또는감면사업, 모유수유, 육아생필품나눔마당 ( 용품 4 서비스대여소포함 ), 공원, 놀이터, 아기돌잔치 ( 사진 ), 유모차등 5 교육 모유수유클리닉, 직장인대상교육 6 홍보 가족친화인정기관, 외국인의밤, 어린이집평가인증등 주 : 괄호안은세부사업수를의미함 자료 : 보건복지부 (2018), 2017년도지방자치단체출산지원정책사례집 출산과관련된출산지원정책으로는출산지원금 ( 출산장려금등 ), 출생아대상물품지원, 모유교실운영등이있으며, 육아와관련된정책으로는어린이집등운영 ( 방과후교실 ) 지원, 다자녀가정할인및감면사업등이있다. 이러한지방자치단체의출산지원정책중예산규모가가장큰것이출산지원금 ( 출산장려금 ) 이다. 출산지원금은각지방자치단체의조례등을통해서관할소재지내에서출산이이루어진가정에현금을지급하는출산장려정책이다. 출산지원금의지원방식은대체로각출생순위별출생아가정에일시금이나분할금의형태로차등적으로지급하고있다. 예컨대, 첫째아출생에는지원하지않고둘째아출생부터일시금형태로지원하고셋째아출생부터는출산지원금을둘째아출생보다인상시켜서일시금형태로지원하는방식이있으며, 일시금이아닌분할금형태로 24개혹은 36개월동안월지급방식으로지원하기도한다. 26 II. 우리나라저출산및정부대책현황

50 보건복지부의조사에의하면 2017년 243개전체지방자치단체의출산지원금의결산액은총 4,710억 6,100만원으로전년에비해 10억 6,000만원이감소한규모였다. 이러한출산지원금을 2017년에지원받은인원은총 47만 1,061명으로서전년에비해 10만 6,000명이감소하였다 8). 출산지원금의결산액과지원인원이전년에비해감소한것은출산율저하와출생아수가반영된결과일수있다. 2017년에출산지원금을지원받은사람의 1인당지원액은 42만원으로서 2016년에비해서는 2만원증가하였다. 시 도별로살펴보면출산지원금의결산액규모가가장큰곳은경상북도로서총 294억 2,700만원이지원되었다. 다음으로경상남도가 267억 6,700만원, 충청북도가 220억 8,800만원, 경기도가 216억 2,900만원, 대구광역시가 163억 3,400만원등의순이다. 1인당지원액수가가장큰곳은세종특별자치시로서 1인당 120만원이지원되었다. 다음으로경상남도가 1인당 102만원, 충청북도가 83만원, 울산광역시가 74만원, 대구광역시가 64만원, 전라북도가 55만원, 충청남도가 41만원이었다. 세종특별자치시, 경상남도, 전라남도, 광주광역시는출산지원금의결산액이전년대비증가하였을뿐만아니라 1인당지원액수도전년에비해증가하였다. 8) 광역자치단체와기초자치단체의개별적인출산지원금을단순합산하였으나광역자치단체와기초자치단체가출산지원금을중복지급하였을수있기때문에지원인원은일부중복이될수있다. 2. 정부의저출산대응정책 27

51 [ 표 9] 2017년도시도별지방자치단체출산지원금지원현황 ( 자료 : 백만원, 명 ) 증감 결산액지원인원 1인당결산액지원인원 1인당 (A) (B) 지원액 (C) (D) 지원액 C-A D-B 서울특별시 10,843 34, ,988 31, ,235 부산광역시 5,925 21, ,041 21, 대구광역시 18,284 38, ,334 25, ,950-12,894 인천광역시 3,083 12, ,477 14, ,394 1,960 광주광역시 1,976 7, ,231 11, ,901 대전광역시 2,969 8, ,708 8, 울산광역시 7,810 11, ,129 10, 세종특별자치시 4,143 3, ,199 3, 경기도 22,408 77, ,629 75, ,547 강원도 11,012 33, ,538 32, ,056 충청북도 23,893 30, ,088 26, ,805-3,913 충청남도 8,243 19, ,799 18, 전라북도 6,366 12, ,969 12, 전라남도 13,172 29, ,433 27, ,186 경상북도 30, , , , ,912 경상남도 24,291 25, ,767 26, , 제주특별자치도 2,984 8, ,704 7, 합계 197, , , , ,060-17,309 자료 : 보건복지부 (2018), 2017년도지방자치단체출산지원정책사례집 을토대로국회예산정책처작성 28 II. 우리나라저출산및정부대책현황

52 저출산과사회 경제적요인 1. 인구학적요인 연령대별인구수및성별인구수와같은인구구조의변동은직접적으로출산율을변화시킬수있다. 따라서우리나라저출산의주요요인중에서인구학적요인을우선적으로살펴볼필요가있다. 최근우리나라저출산의인구학적요인으로는첫째, 임신이가능한연령대인구의지속적감소, 둘째, 늦어지는출산, 셋째, 기혼여성의출산율하락등 3가지로나누어서살펴볼수있다. 가. 15세 ~49세여성인구의인구구조변화 15~49세여성인구의변화는두가지경로로출생아수에직접적인영향을미친다. 첫째는 15~49세여성인구중주출산연령대의연령구조의변화이다. 주출산연령대의연령이높아지게되면, 즉, 평균적인초산연령이높아지게되면전체적으로가임기간이감소하게되어출생아수가감소할수있다. 둘째는 15~49세여성인구중에서주출산연령대의인구수와비중이낮아지게되면그렇지않은경우에비해출생아수가상대적으로감소하게되며, 이에따라합계출산율도낮아지게된다. 1995년에우리나라 15~49세여성의인구는 1,314만명이었으나, 2015년에는 1,280만명, 2017년에는 1,252만명으로, 1995년부터 2017년까지연평균 0.2% 감소하였다. 특히주출산연령대인 20~39세여성인구는 1995년 859만명, 2015년 691만명, 2017년 681만명으로 1995년부터 2017년까지연평균 1.1% 감소하였다. 1995년에주출산연령대중합계출산율이가장높았던연령대는 20대후반 (25~29세) 으로서 175.3명이었다. 2017년에합계출산율이가장높았던연령대는 30대초반 (30~34세) 으로 97.7명이었다. 따라서 1995년이후 15~49세여성인구중주출산연령대는 20 대후반과 30대초반이며 5세단위주출산연령대가상향되었다고볼수있다. 1. 인구학적요인 29

53 [ 그림 6] 연령대별합계출산율현황 (1995 년, 2017 년 ) ( 단위 : 명 ) 자료 : 통계청 그런데합계출산율이가장높은연령대인 20대후반과 30대초반의여성인구가 15~49세여성인구중에서가장빠르게감소하였다. 15~49세여성의인구는 1995년에서 2017년까지 62만명이감소하였지만, 20대후반여성인구는 66만명이감소하였고, 30대초반의여성인구는 52만명이감소하였으며, 40대여성인구는 165 만명이증가하였다. [ 표 10] 연도별 15~49 세여성인구 ( 단위 : 천명, %) 연령대 세 20-24세 25-29세 30-34세 35-39세 40-44세 45-49세 15~49세 20~39세연도 ,925 2,198 2,209 2,169 2,017 1,447 1,171 13,136 8, ,853 1,914 2,193 2,193 2,146 1,990 1,426 13,716 8, ,490 1,844 1,905 2,175 2,170 2,121 1,965 13,670 8, ,648 1,489 1,848 1,909 2,171 2,166 2,116 13,347 7, ,565 1,647 1,500 1,854 1,907 2,166 2,158 12,796 6, ,451 1,648 1,547 1,649 1,962 2,023 2,241 12,520 6,805 연평균 증감률주 : 각연도주민등록연앙인구기준임자료 : 통계청 30 III. 저출산과사회 경제적요인

54 이렇게주출산연령대인 20대후반과 30대초반여성들의인구수가특히감소함에따라해당연령대의출생아수가큰폭으로감소하였다. 2000년과 2017년의모 ( 母 ) 의연령별출생아수를비교하여보면, 모의연령이 20대후반인출생아수가 25.6만명이감소하였고모의연령이 20대초반인출생아수는 5.9만명이감소하였으며, 30대초반인출생아수는 2.3만명이감소하였다. 모의연령이 30대후반인출생아수가 5.5만명증가하였고 40대초반인출생아수도 0.7만명증가하였지만, 주출산연령대인 20대후반과 30대초반출생아수의감소폭이매우커서전체적인출생아수는 28.2만명이감소하였다. [ 표 11] 연도별모 ( 母 ) 의연령별출생아수현황 ( 단위 : 세, 명 ) 평균출산연령출생아수모의연령별출생아수 15-19세 세 25-29세 30-34세 35-39세 40-44세 세 2000(A) ,089 4,864 74, , ,359 37,731 5, ,707 3,206 33, , ,499 41,147 5, ,171 2,900 24, , ,616 70,835 8, ,420 2,211 20,514 94, ,252 92,081 12, (B) ,771 1,520 15,768 74, ,045 92,645 12, 차이 (B-A) ,318-3,344-59, ,579-23,314 54,914 6, 자료 : 통계청 (2018), 인구동향조사 나. 늦어지는출산결혼을하지않거나지연하게되어초혼연령이상승하게되면부부의자녀출산도그영향을받는다. 초혼연령이높아지면, 자녀출산계획기간이자연스럽게줄어들게되며, 초혼연령상승으로초산연령이높아지면, 임신가능성이상대적으로낮아질수있으며, 둘째이상의자녀를추가적으로출산하는데에도어려움을초래할수있다. 1995년부터 2017년까지남성의평균초혼연령은 28.4세에서 32.9세로증가하였고여성의초혼연령은 25.3세에서 30.2세로증가하였다. 여성과남성의초혼연령은해마다꾸준히상승하고있으며 2016년부터는여성과남성모두평균초혼연령이 30세를넘어섰다. 1. 인구학적요인 31

55 [ 그림 7] 연도별평균초혼연령 자료 : 통계청, 인구동향조사 초혼연령의상승과함께여성의초산연령도상승하였고, 합계출산율도하락하고있다. 1995년부터 2016년까지모의평균초산연령은 26.5세에서 31.4세로증가하여동기간 4.9세가증가하였다. 동기간동안합계출산율은 1.63명에서 1.17명으로 0.46명감소하였는데, 특히 20~24세여성의출산율은 62.4명에서 11.5명으로 50.9명감소하였고, 25~29세여성의출산율은 175.3명에서 56.4명으로 118.9명감소하였다. 반면, 30~34세여성의출산율은 68.6명에서 110.1명으로 41.5명증가하였고, 35~39세여성의출산율은 15.0명에서 48.7명으로 33.7명증가하였다. [ 표 12] 연도별, 연령별평균초산연령및출산율현황 ( 단위 : 세, 명 ) 모의평균초산연령 합계출산율 모의연령별출산율 세 세 세 세 세 세 세 1995(A) (B) 차이 (A-B) 자료 : 통계청, 인구동향조사 32 III. 저출산과사회 경제적요인

56 다. 기혼여성의출생아수감소우리나라에서출생은대부분기혼가정에서일어나므로, 기혼여성들의출생행태는전체적인출생아수와출산율에주요한영향을미친다. 기혼여성의평균출생아수는 2005년 2.43명, 2010년 2.38명, 2015년 2.19명으로 10년사이에 0.24명이감소하였다. 15~49세기혼여성의평균출생아수는 2005년 1.74명, 2015년 1.63명으로최근 10 년사이에 0.11명이감소하였다. [ 그림 8] 기혼여성과기혼가임여성의평균출생아수추이 ( 단위 : 명 ) 자료 : 통계청, 인구주택총조사표본집계결과, 각연도자료를토대로국회예산정책처작성 기혼여성의출생아수와유사한개념으로결혼한부부가가질것으로기대되는아이의수, 즉유배우출산율이있다. 이철희 (2018) 에의하면유배우출산율은 1991년이후장기적으로높아져서합계출산율과신생아수의감소폭을완화하는요인으로작용하였고, 2000년대중반이후약 10년동안유배우출산율이전반적으로증가하였다. 이철희 (2018) 에의하면만일이기간동안유배우출산율이증가하지않았다면 2016년합계출산율 (1.17명) 은실제치보다훨씬낮은 0.73명에불과했을것으로추정하였다. 그러나이러한유배우출산율도 2012년이후부터정체내지감 1. 인구학적요인 33

57 소하는추세를보이고있고, 특히 20대와 30대초반유배우출산율은감소하고있다. 또한앞에서살펴본바와같이 20대와 30대여성인구가계속해서감소하고있고여성과남성의혼인율도감소추세에있기때문에유배우출산율의제고를통한합계출산율과출생아수증가가능성은제한적일것으로보인다. [ 표 13] 연령대별유배우출산율추정치 15~19 세 20~24 세 25~29 세 30~34 세 35~39 세 40~44 세 45~49 세 자료 : 이상협 이철희 홍석철 (2016), 저출산대책의효과성평가, 한국보건사회연구원, 이철희 (2018), 저출산 고령화대응정책의방향 : 인구정책적관점, 보건복지포럼 2. 고용과결혼선택 9) 가. 저출산과혼인율감소현황 우리나라저출산의주요원인중하나로청년층이결혼을하지않거나결혼을연기하는상황을들수있다 ( 남국현 김대일, 2016). 출산율하락의원인을찾는데에있어서출산만큼중요한요소로인식되어야하는것이바로 결혼 이다. 우리나라는 2014년기준비혼출생율이 1.9% 로서결혼을하지않고출산하는비율이 OECD 국가중가장낮다 (OECD, 2017). 우리나라에서거의모든출생은 9) 본연구는국회예산정책처에서발간한 경제동향 & 이슈 제 69 호에수록된 고용형태와결혼선택 을수정 보완한것임. 34 III. 저출산과사회 경제적요인

58 결혼을전제로이루어진다고볼수있으며, 결혼여부에의해출산여부가결정되어결혼과출산이직접적인관계를가진다는것을의미한다. 또한결혼은자녀가경제활동인구로성장할때까지그들을보살피고교육시키는역할을하는 가정 (family) 의출발점이라고볼수있다 ( 이상호 이상헌, 2011). 따라서최근출산율하락은혼인율의하락에서그주요원인을찾아야한다고볼수있으며, 최근우리나라에서도혼인율의하락과초혼연령상승이출산율저하의중요한원인으로부각되고있다. 결혼을하지않거나지연하게되어초혼연령이상승하게되면부부의자녀출산에관한선택이영향받게될것이다. 먼저근로자는정년과자녀양육기간을고려하여자녀를낳으려할것인데, 결혼지연에따라초혼연령이높아지면자녀출산계획기간이줄어들게된다. 또한초혼연령이높아지면초산연령이높아지기때문에임신가능성이상대적으로낮아질수있으며, 둘째이상의자녀를추가적으로출산하는데에도어려움을초래할수있다. 우리나라의혼인건수추이를살펴보면, 2007년 34만 3,600건에서 2012년 32만 7,100건, 2015년 30만 2,800건, 2017년 26만 4,500건으로하락추세에있으며, 특히 2012년이후 6년연속으로감소하고있다. 인구천명당혼인건수를나타내는조혼인율도 2007년 7.0건, 2012년 6.5건, 2015년 5.9건, 2017년 5.2건으로역시계속해서감소하고있다. 2017년혼인건수 26만 4,500건은 1974년 (25만 9,600건 ) 이후가장낮으며, 조혼인율 5.2건은 1970년통계작성이후최저수준이다. [ 표 14] 혼인건수및조혼인율 ( ) 혼인건수 ( 천건 ) 증감 ( 천건 ) 증감률 (%) 조혼인율 자료 : 통계청 (2018), 2017년혼인 이혼통계 2. 고용과결혼선택 35

59 [ 그림 9] 연도별혼인건수및조혼인율추이 자료 : 통계청 (2018), 2017 년혼인 이혼통계 혼인건수와조혼인율하락과더불어여성과남성모두초혼연령이지속적으로상승하고있다. 1995년부터 2017년까지남성의평균초혼연령은 28.4세에서 32.9세로증가하였고여성의초혼연령은 25.3세에서 30.2세로증가하였다. 여성과남성의초혼연령은해마다점진적으로꾸준히상승하고있으며 2016년부터는여성과남성모두평균초혼연령이 30세를넘어섰다. 연령대별조혼인율의추이를살펴보면 1995년에조혼인율이가장높은연령대는여성의경우 25~29세 (76.1명), 남성의경우 25~29세 (93.9명) 이었지만, 2017년에는여성의경우 25~29세 (60.6명), 남성의경우 30~34세 (56.4명) 의연령대가조혼인율이가장높았다. 또한 1995년에 30~34세여성의조혼인율은 13.7명에불과하였으나 2017년에는 48.4명으로크게증가하였다. 2017년에혼인빈도가가장높은연령대는 1995년에비해 5세내외로상승했다고볼수있으며전반적으로만혼화의추세에있다고볼수있다. 36 III. 저출산과사회 경제적요인

60 성별연령별 여성 남성 [ 표 15] 연도별, 연령별조혼인율 ( 인구천명당 ) ( 단위 : 명 ) 세 세 세 세 세 세 세 세 세 세 세 세 자료 : 통계청, 인구동향조사 초혼연령의상승과함께여성의초산연령도상승하였고, 합계출산율도하락하고있다. 1995년부터 2016년까지모의평균초산연령은 26.5세에서 31.4세로증가하여동기간 4.9세가증가하였다. 동기간합계출산율은 1.63명에서 1.17명으로 0.46명감소하였는데, 특히 20~24세여성들의출산율은 62.4명에서 11.5명으로 50.9 명감소하였고, 25~29세여성들의출산율은 175.3명에서 56.4명으로 118.9명감소하였다. 반면, 30~34세여성들의출산율은 68.6명에서 110.1명으로 41.5명증가하였고, 35~39세여성들의출산율은 15.0명에서 48.7명으로 33.7명증가하였다. 젊은층이결혼을지연하거나늦게결혼 ( 만혼 ) 하는이유는주관적결혼시점및배우자에대한기대치등의자발적사유뿐만아니라경제적부담감, 낮은소득과고용불안과같은경제적사유도상당한것으로파악된다. 육아정책연구소의설문조사결과에의하면, 만 20~39세청년층의비자발적결혼연기의주요사유로는 1경제적부담감, 2낮은소득, 3고용불안및실업등이며, 자발적사유로는 1결혼하기에이른나이, 2기대치에맞는사람을만나지못해서등이있다 ( 육아정책연구소, 2016). 2. 고용과결혼선택 37

61 자발적결혼연기사유 비자발적결혼연기사유 [ 표 16] 결혼연기사유 - 청년층의미혼실태및결혼가치관설문조사결과 ( 단위 :%) 1 순위 2 순위 3 순위 순위 결혼하기에이른나이라서 내기대치에맞는사람을만나지못해서 혼자사는것이편해서 결혼보다일이나자기개발이더중요해서 결혼후의사회적역할이부담스러워서 결혼적령기가지나서 소득이적어서 고용상태가불안정하거나실업상태라서 경제적부담감때문에 일가정양립의어려움, 경력단절의우려 이성을만날기회가없어서 기타 합계 주 : 성별, 지역별로안배된만 20~39 세의미혼남여 1,070 명을대상으로한설문조사결과임자료 : 육아정책연구소 (2016), 청년층의비혼에대한인식과저출산대응방안 연구보고서 다음으로결혼연기자가결혼할조건으로 1 경제적안정, 2 좋은사람을만나 기, 3 안정적일자리취업등이조사되었다. [ 표 17] 결혼연기자의결혼조건 - 청년층의미혼실태및결혼가치관설문조사결과 안정적일자리에취업한이후 경제적으로안정된이후 사회적지위가안정된이후 좋은사람을만나면 조건에맞는사람을만나면 기타합계 주 : 성별, 지역별로안배된만 20~39 세의미혼남여 1,070 명을대상으로한설문조사결과임자료 : 육아정책연구소 (2016), 청년층의비혼에대한인식과저출산대응방안 연구보고서 이하에서는비자발적인결혼연기및만혼의주요원인으로거론되고있는경제적상황즉, 고용불안, 임금수준등이실제로결혼선택과어떠한관계가있는지를분석한다. 또한출산율의제고를위해서혼인율을제고하기위한정책방안수립시시사점을제시한다. 나. 고용과결혼선택의관계분석 (1) 분석방법청년층의경제적상황과결혼선택의관계를분석하기위해 한국노동패널조사 1~19차 (1998~2017년) 자료를이용하여고용형태 ( 종사상지위, 비정규직여부, 사업 38 III. 저출산과사회 경제적요인

62 체규모 ) 와월평균임금이결혼확률에미치는영향을분석한다. 한국노동패널조사는횡단면자료와시계열자료의장점을모두갖고있는자료로서도시지역에거주하는한국의 5,000가구와가구원을대표하는패널표본구성원을대상으로 1998년부터매년 1회씩조사를실시하고있다. 모형의설정에있어서는초혼여부를종속변수로, 고용형태 ( 종사상지위, 비정규직여부, 사업체규모 ) 와월평균임금을독립변수로사용하는선형확률모형 (Linear Probability Model) 을다음과같이구축하였다. ( 식 1 ) : 초혼여부 ( 초혼 =1, 그외 =0) : 정규직여부 ( 비정규직 =0, 정규직 =1), 종사상지위 ( 임시 / 일용직 =0, 상용직 =1, 고용주 / 자영업자 =2, 무급가족종사자 =3), 사업장규모 (50명미만 =0, 50~100명미만 =1, 100~1000명미만 =2, 1000명이상 =3), 월평균임금 (100만원이하 =0, 101~150만원 =1, 151~500만원 =2, 501만원이상 =3) : 통제변수벡터 ( 연령, 연령 2, 학력 ) 는종속변수로서초혼여부 ( 초혼 =1, 그외 =0) 를의미하며 1998년부터 2016년까지한국노동패널조사의개인자료에서각연도만 18세이상 49세이하의미혼자를추출하고이후미혼자의혼인상태변화를추적한변수이다. 처음미혼으로분석대상에진입한개인은 0으로코딩되고이후미혼인상태가유지되면 0의값을, 결혼을하게되면 1의값을가지며 1의값을가지면다음연도표본에서제외되는것으로종속변수를구축하였다. 10) 는본고의분석대상이되는관심변수로서고용형태 ( 정규직여부, 종사상지위, 사업장규모 ) 11), 월평균임금등이다. 또한 는통제변수벡터로서연령, 연령 2, 학력등이다. 종속변수에서초혼일경우 1, 초혼이아닐경우를 0으로두기때문에관심변수 ( 독립변수 ) 의계수는관심변수 1단위가증가할경우결혼확률에미치는영향으로해석할수있다. 10) 분석대상이미혼에서기혼으로의상태변화에미치는영향이기때문에기혼이후에는분석대상이아니다. 따라서기혼이후에는표본에서제외하였다. 11) 회귀모형내에서더미변수로처리하기위해정규직여부 ( 비정규직 =0, 정규직 =1), 종사상지위 ( 임시 / 일용직 =0, 상용직 =1, 고용주 / 자영업자 =2, 무급가족종사자 =3), 사업장규모 (50 명미만 =0, 50~100 명미만 =1, 100~1000 명미만 =2, 1000 명이상 =3) 로설정하였다. 2. 고용과결혼선택 39

63 (2) 고용형태와결혼확률과의관계고용형태와결혼확률과의관계를분석하기위해 3가지모형을설정하여분석한다. 모형 1은취업자중종사상지위와결혼확률과의관계를설정하고연령, 학력을통제하였다. 모형 2는정규직여부와결혼확률과의관계를설정하고연령, 학력, 연평균임금을통제하였다. 모형 3은재직중인사업장의규모와결혼확률과의관계를설정하고연령, 학력, 연평균임금을통제하였다. 모형 1, 2의분석결과고용이안정적일수록결혼확률이높아지는것으로나타났다. 모형 1에서는상용직근로자는임시 / 일용직근로자에비해결혼확률이 4.35%p 높은것으로나타났으며, 모형 2에서는정규직근로자가비정규직근로자에비해결혼확률이 1.16%p 높은것으로나타났다. 또한모형 3에의하면근로자가종사하는사업장의규모가클수록결혼확률이높은것으로나타나서 100~1,000명규모의사업장에종사하는근로자와 1,000명이상규모의사업장에종사하는근로자는 50명미만규모사업장에종사하는근로자보다결혼확률이각각 1.2%p, 3.23%p 높았다. [ 표 18] 고용형태와결혼확률의관계 독립변수 종속변수 ( 결혼여부 ) 모형 1 모형 2 모형 3 종사상지위 상용직 *** (0.004) 고용주 / 자영업자 (0.095) 정규직근로자 *** (0.004) 사업장규모 50~100명미만 (0.008) 100~1,000명미만 * (0.007) 1,000명이상 *** (0.007) 관측치 23,309 23,237 12,266 주 : 1) 종사상지위의기준변수는임시 / 일용직이고, 정규직근로자의기준변수는비정규직, 사업장규 모의기준변수는 50명미만사업장임 2) 괄호안은표준오차를의미하고, *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 수준에서통계적으로유의함 을나타냄 3) 모형 1은연령과학력을통제하였고, 모형 2와모형 3은연령, 학력, 월평균임금을통제하였음 4) 연도고정효과를고려하여연도별결혼확률에공통적으로미치는영향을통제하였음 40 III. 저출산과사회 경제적요인

64 다음으로고용형태와결혼확률과의관계가남성과여성간어떠한차이가있는지를분석하기위해모형 1, 2, 3을각각남성과여성을분리하여분석하였다. 모형 1의분석결과, 여성과남성모두상용직근로자의경우임시 / 일용직근로자에비해결혼확률이높은것으로나타났다. 여성상용직은임시 / 일용직에비해결혼확률이 2.78%p 높고, 남성상용직은임시 / 일용직에비해결혼확률이 5.19%p 높은것으로나타났다. 모형 2에서여성의경우정규직여부와결혼확률간에유의한관계가없었으나, 남성의경우정규직이비정규직에비해결혼확률이 1.08%p 높은것으로나타났다. 정규직근로자더미변수는여성의경우유의하지않았으며, 남성의경우 10% 수준에서유의하였다. 모형 3의분석결과여성과남성모두사업장규모가큰기업의근로자가사업장규모가작은기업의근로자에비해결혼확률이커지는것으로나타났다. 여성의경우사업장규모 1,000명이상에서사업장규모 50명미만인경우보다결혼확률이 2.3%p 높은것으로나타났다. 남성의경우사업장규모 100명이상 1,000명미만에서사업장규모 50명미만인경우보다결혼확률이 1.74%p 높고, 사업장규모 1,000 명이상에서는 3.9%p 높은것으로나타났다. 2. 고용과결혼선택 41

65 1. 여성 [ 표 19] 고용형태와성별결혼확률의관계 종속변수 ( 결혼여부 ) 모형 1 모형 2 모형 *** 종사상지위 상용직 (0.006) 고용주 / 자영업자 (0.239) 정규직근로자 (0.006) 50~100명미만 (0.012) 사업장규모 100~1,000명미만 (0.009) 1,000명이상 *** (0.009) 관측치 10,031 10,002 5,101 종사상지위 상용직 *** (0.006) 고용주 / 자영업자 (0.109) 정규직근로자 * (0.006) 2. 남성 ~100명미만 (0.012) 사업장규모 100~1,000명미만 * (0.009) 1,000명이상 *** (0.009) 관측치 13,278 13,235 7,165 주 : 1) 종사상지위의기준변수는임시 / 일용직이고, 정규직근로자의기준변수는비정규직, 사업장규 모의기준변수는 50명미만사업장임 2) 괄호안은표준오차를의미하고, *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 수준에서통계적으로유의함 을나타냄 3) 모형 1은연령과학력을통제하였고, 모형 2와모형 3은연령, 학력, 월평균임금을통제하였음 4) 연도고정효과를고려하여연도별결혼확률에공통적으로미치는영향을통제하였음 (3) 임금수준과결혼확률과의관계임금수준과결혼확률과의관계를분석하기위하여 2가지모형을설정한다. 모형 1 은일자리시작당시임금과결혼확률과의관계를설정하고연령, 학력을통제하였다. 모형 2는현재근무중인직장에서의월평균임금과결혼확률과의관계를설정 42 III. 저출산과사회 경제적요인

66 하고연령, 학력을통제하였다. 모형 1, 2의분석결과전체적으로일자리시작당시임금과현재의월평균임금수준이높을수록결혼확률이높은것으로나타났다. 일자리시작당시임금이 100만원이증가하면, 결혼확률은 0.56%p 높아지고현재의월평균임금이 100만원증가하면, 결혼확률은 3.1%p 높아지는것으로분석되어일자리시작당시의임금보다현재의임금수준이결혼결정에더중요한것으로나타났다. [ 표 20] 임금수준과결혼확률의관계 독립변수 종속변수 ( 결혼여부 ) 모형 1 모형 2 일자리시작당시임금 (initial wage) *** (0.0013) 월평균임금 (wage) *** (0.0002) 관측치 7,382 23,237 주 : 1) 괄호안은표준오차를의미하고, *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 수준에서통계적으로유의함을나타냄 2) 모형 1,2 는모두연령과학력을통제하였음 3) 연도고정효과를고려하여연도별결혼확률에공통적으로미치는영향을통제하였음 다음으로임금수준과결혼확률과의관계가남성과여성간차이가있는지분석하기위해모형 1, 2에대하여남성과여성을분리하여분석하였다. 남성의경우일자리시작당시의임금이높고현재재직중인직장의월평균임금이높을수록결혼확률이높아지는것으로나타났다. 모형 1에서남성은일자리시작당시임금이 100만원증가하면결혼확률이 0.59%p 높아지는것으로나타났고남성들의현재임금이 100만원증가하면결혼확률은 3.3%p 높아지는것으로나타났다. 반면, 여성의경우현재의월평균임금이높으면결혼확률이높아지지만, 일자리시작당시의임금과결혼확률간에는유의한관계가없었다. 모형 1에서여성의월평균임금이 100만원증가하면결혼확률은 2.26%p 높아지는것으로나타났으나, 모형 2에서여성의일자리시작당시의임금은결혼확률은유의한관계가없는것으로나타났다. 2. 고용과결혼선택 43

67 1. 남성 2. 여성 [ 표 21] 임금수준과성별결혼확률의관계 독립변수 종속변수 ( 결혼여부 ) 모형 1 모형 2 일자리시작당시임금 (initial wage) *** (0.0014) 월평균임금 (wage) *** (0.0027) 관측치 4,351 13,235 일자리시작당시임금 (initial wage) (0.0056) 월평균임금 (wage) *** (0.0038) 관측치 3,031 10,002 주 : 1) 괄호안은표준오차를의미하고, *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 수준에서통계적으로유의함을나타냄 2) 모형 1,2 는모두연령과학력을통제하였음 3) 연도고정효과를고려하여연도별결혼확률에공통적으로미치는영향을통제하였음 다. 정책적시사점한국노동패널조사의 1~19차자료를바탕으로분석한결과, 연령, 학력등결혼에영향을미치는요인을통제하고도고용형태와임금수준등에따라근로자의결혼확률에차이가발생하는것으로나타났다. 고용형태와결혼확률과의관계를살펴보면, 종사상지위가상용직인근로자는임시 / 일용직근로자에비해결혼확률이 4.35%p 높고, 정규직근로자는비정규직근로자에비해결혼확률이 1.16%p 높은것으로나타났다. 또한사업장규모가큰기업의근로자가사업장규모가작은기업의근로자에비해결혼확률이높은것으로나타났다. 여성의경우비정규직여부와결혼확률간에는유의한관계가없으며, 남성의경우정규직이비정규직에비해결혼확률이 1.08%p 높은것으로나타났다. 근로자의고용형태가결혼확률에상당한영향을미치는것으로나타나므로출산율제고를위한정책수립시청년층의고용안정화방안을중요한요소로고려할필요가있다. 다음으로임금수준과결혼확률과의관계에있어서일자리시작당시의임금과현재재직중인사업장의월평균임금수준이높을수록결혼확률이높아지는것으로나타났다. 일자리시작당시임금수준이 100만원증가하면결혼확률은 0.56%p 높아지는것으로나타났으며, 현재의임금수준이 100만원증가하면결혼확률은 44 III. 저출산과사회 경제적요인

68 3.3%p 높아지는것으로나타났다. 남성의경우일자리시작당시의임금과현재월평균임금수준이높을수록결혼확률이높아지는것으로나타났지만, 여성의경우일자리시작당시의임금은결혼확률과유의한관계가없는것으로나타났고현재의월평균임금수준은결혼확률과유의한관계가있는것으로나타났다. 임금수준역시결혼확률에상당한영향을미치는것으로나타나므로출산율제고를위한정책수립시고용안정성뿐만아니라적절한임금수준의일자리확충을위한정책적노력이필요하다고할수있다. 참고로정부의 제3차저출산고령사회기본계획 (2016년) 은저출산대책으로 청년일자리 주거대책강화 를제시하였고추진방향으로 청년고용활성화 등을제시한바있다. 청년고용활성화는세부목표로고용창출과일자리의질제고, 민간의청년일자리창출노력지원등 7가지를제시하였는데, 동목표들을달성하기위한세부정책들에서가시적인성과를거둘필요가있다. [ 표 22] 청년일자리강화관련제3차저출산고령사회기본계획현황 추진방향 세부목표 세부계획 - 장시간근로를개선하여일자리의질제고 고용창출력과일자리의질 - 일자리나누기확대제고 - 노동개혁, 임금피크제확산등 - 청년고용증대세제 민간의정규직청년일자리 - 세대간상생고용지원창출노력지원 - 청년인턴제확대 청년고용 청년해외취업촉진및해외일자리영토확대 - 국가별, 직종별해외진출프로그램운영방식다양화, 차별화 활성화주된일자리로서의중소기업매력도제고 - 공동직장어린이집확대, 희망사다리장학금 청년의기술창업활성화 - 청년창업프로그램도입등 교육과고용과의연결고리 - 일학습병행제도확산강화 - 창의융합형인재육성강화 - 대학창조일자리센터확충고용지원인프라확충 - 청년내일찾기패키지신설확대자료 : 저출산고령사회위원회 (2016), 제3차저출산고령사회기본계획 2. 고용과결혼선택 45

69 3. 근로시간과출산 가. 장시간근로문화 12) 최근 OECD 국가에서는여성경제활동참여증가와출산율증가가동시에나타나는추세이나, 우리나라는저출산이지속되고있어그원인에대한논의가활발하다. 기존연구결과 (Becker, 1996; 최은영 2016; Del Boca et al., 2008) 에따르면, 여성의고용이증대되고, 임금수준이향상될수록자녀양육에대한기회비용이상승하여출산율이감소할수있는데, 최근의연구결과 (Da Roch and Fuster, 2006; 김민정, 2013; 박경훈, 2017) 들은선진국에서여성의경제활동참여증가와출산율회복이함께일어나고있음을보이고있다. 이러한결과에대해선진국의경우일 가정양립지원시스템및문화정책의효과일가능성을언급하고있다. [ 그림 10] OECD 국가의여성경제활동참가율과합계출산율 (1980 년, 2016 년 ) 자료 : OECD 선진국에서는여성의경제활동이증가하면서여성이결혼, 출산후에도경제활 동을지속하는사회 문화적여건이형성된것으로보인다. OECD 모든국가에서 여성이남성보다보육활동에더많은시간을보내는것으로나타났으나우리나라의 여성이보육시간에할애하는시간의비중이남성에비해 4.4 배나높은것으로나타 나독일 1.2 배, 스웨덴 1.7 배, 미국과캐나다 2.0 배보다훨씬차이가크다. 13) 우리나라여성의경제활동참가율이지속적으로증가하는가운데, 상대적양육 12) 본연구는국회예산정책처에서발간한 산업동향 & 이슈 2018 년 4 월호 ( 통권제 7 호 ) 에수록된 여성의근로시간이출산율에미치는영향 을수정 보완한것이다. 13) OECD, Family database 의 Table LMF 2.5.A. Time allocated in main activities, by gender 참조 46 III. 저출산과사회 경제적요인

70 시간에대한부담이큰점은여성의출산에대한결정을주저하게되는요인이될수있는데, 이러한상황에서우리나라의장시간근로시간에대한부담이저출산의원인으로작용할수있다. 2017년우리나라취업자의연간근로시간은 2,024시간으로 OECD 33개국가중멕시코에이어두번째로높은수준이다. 14) [ 그림 11] OECD 주요국의평균연간근로시간 (2017 년 ) 주 : 취업자의 1 인당평균연간실제근로시간 (hours actually worked) 을의미자료 : OECD Employment and Labour Market Statistics OECD 주요국의 40시간이상근로노동자의비중을살펴보면, 한국의비중이가장높다. 한국은여성 71.9%, 남성 85.9% 의근로자가주 40시간이상근로하여 OECD 평균 ( 여성 51.1%, 남성 75.0%) 에비해높은수준이다. 이러한장시간근로는가사나양육에할애할수있는시간을축소하여일과가정의양립을힘들게하는요인이될수있다. 14) 2018 년 3 월근로기준법개정으로주당법정근로시간이 68 시간에서 52 시간으로줄어들었으며, 2018 년 7 월부터 300 인이상기업체를시작으로 2020 년에는 20~300 인미만, 2021 년 7 월 1 일부터전면시행된다. 3. 근로시간과출산 47

71 [ 그림 12] OECD 주요국의주 40 시간이상근로노동자비중 (2015 년 ) < 여성 > < 남성 > 자료 : OECD 특히여성들의교육수준이높아지고경제활동참여가증대되면서경력유지와직장내인정욕구가증대되는가운데가정내에서의성역할인식에대한변화속도가지연되는경우일과삶의균형 (work-life balance) 에대한갈등은남성에비해훨씬클것으로예상된다. 신동은 (2015) 은 2012년도여성관리자패널조사자료를분석한결과주 52시간을초과한장시간근로는여성관리자의일과가정의균형에부정적인영향을미침을보였다. Frone, Yardley and Markel(1997) 은 372명의고용자를대상으로한설문조사자료를분석하여주당근로시간이 1시간증가하면직장으로인한가정의갈등 (work to family conflict) 이 16% 증가하는것을보였다. 이렇듯장시간근로는일과가정의양립을저해하는요인으로작용하고있으며, 여성에대한가사및양육참여부담이높은우리나라의경우장시간근로가출산을결정하는데부정적인영향을미칠가능성이있다. 나. 우리나라기혼여성의임신과근로시간현황 (1) 데이터우리나라의장시간근로에따른출산 육아부담이저출산의원인중하나로작용했을가능성이있으므로근로시간이출산결정에영향을미치는지살펴보고, 만일영향을미치고있다면그크기는얼마인지분석하고자한다. 이를분석하기위해서는출산결정에영향을미치는인적특성과출산여부및근로시간에대한자료가필요하다. 이러한내용을포함한조사로 2007~2014년동안 5차에걸쳐조사된 여성 48 III. 저출산과사회 경제적요인

72 관리자패널조사 자료가있다. 해당조사는대리급에서임원급까지의여성들에대한근로실태, 관리직진출경로, 일 가정양립실태, 출산관련의사결정등의항목을포함한설문조사로 2007년 (1차), 2008년 (2차), 2010년 (3차), 2012년 (4차), 2014년 (5차) 에실시되었다. 1차년도에 2,415명으로시작하여 4차년도에 918명이추가되어총 3,333 명의패널자료가구축되어있다. 설문응답자들의특성을살펴보면, 패널들에대한조사가지속되는특성으로인하여시간이경과함에따라기혼자의비율이높아지고있다. 2008년에는 52.5% 가기혼자였으나, 2010년에는 66.6%, 2014년에는 71.4% 로증가하였다. 15) 현직장입사후 (2~5차년도조사의경우에는지난조사이후 ) 임신경험여부에대해서는 2007 년기혼여성의 60.5% 가임신경험이있었던것으로조사되었으나, 2014년에는기혼여성의 15.6% 만이지난조사이후임신경험이있었던것으로나타났다. 시간이지남에따라자녀출산을완료한여성들이증가하여임신경험에대한응답비율이자연적으로감소한것으로보인다. 16) [ 표 23] 혼인여부별임신경험별응답자수 ( 단위 : 명, %) 혼인여부 1) 임신경험 3) 전체미혼기혼응답자수 ,147 (47.5) 1,268 (52.5) 766 (60.5) 2, (42.8) 1,054 (57.2) 204 (19.7) 1, (33.4) 1,113 (66.6) 334 (32.7) 1, ) 634 (32.4) 1,321 (67.6) 679 (51.4) 1, (28.6) 1,210 (71.4) 188 (15.6) 1,694 주 : 1) 혼인여부는배우자가있는경우기혼, 배우자가없는경우 ( 이혼및사별포함 ) 미혼으로분류 2) 2012 년은신규응답자 918 명포함 3) 임신경험에대한질문은기혼여성을대상으로하였으며, 기혼여성중지난조사이후 (2007 년의경우에는현직장입사후 ) 임신경험이있는여성의비율을의미자료 : 한국여성관리자패널조사 설문응답자들의평균근로시간을살펴보면, 혼인여부별로는미혼자인경우주 15) 2012 년에는패널표본유지를위해 918 명의신규응답자가추가되었으며, 신규응답자의 64.9%(596 명 ) 는기혼여성으로구성되었다. 16) 2012 년신규추가패널 918 명중임신경험이있는여성이 511 명 ( 이혼및사별 8 명포함 ) 으로신규패널의 55.7% 가임신경험이있었다. 3. 근로시간과출산 49

73 당총근로시간이평균 47.6시간 ~50.2시간으로기혼자인경우 ( 주당 47.2시간 ~49.4 시간 ) 보다더많은것으로나타났다. 임신경험별근로시간을살펴보면, 임신경험이없는경우주당총근로시간이평균 47.5시간 ~49.8시간으로임신경험이있는경우 ( 주당 46.4시간 ~49.1시간 ) 에비해많은것으로나타났다. [ 표 24] 혼인여부및임신여부별평균주당총근로시간 ( 단위 : 시간, 명 ) 혼인여부임신경험여부응답자수미혼기혼무유 응답자수 , , , , , , , , , ,120 주 : 1) 2012년은신규응답자 918명포함 2) 2010년과 2014년의미혼과기혼여성간근무시간의차이와 2007, 2008, 2014년의임신경험이 없는여성과있는여성간근무시간의차이는통계적으로유의하지않음. 자료 : 한국여성관리자패널조사 1차년도조사가이루어졌던 2007년도의직급별근무시간을살펴보면, 부장, 차장, 과장, 대리, 임원의순서로평균주당근로시간이긴것으로나타나임원을제외하고는직급이올라갈수록근로시간이긴것으로나타났다. 과장의경우주당근무시간에대한응답이최소 30시간에서최대 104시간으로주당근로시간의편차가가장크게나타났다. [ 표 25] 직급별평균근로시간 (2007년) 응답자수 평균주당총근로시간 최소 최대 대리 1, 과장 차장 부장 임원 자료 : 한국여성관리자패널조사 50 III. 저출산과사회 경제적요인

74 여성관리자패널조사에는총근무시간이외에근무시간관련변수로 시차출퇴근제 와 재택근무제 실시현황이조사되어있다. 시차출퇴근제 는유연근무제의한종류로주5일근무와소정근로시간 (1일 8시간, 주 40시간 ) 을준수하면서출퇴근시간을조정하는근무제도를말한다. 예를들어육아, 업무특성, 건강상이유, 장거리출퇴근등의사유에따라출근시간을 8~11시사이로정할수있도록근무시간을조정하는형태로운영될수있다. 재택근무제 는전자기술의발달, 도시집중으로인한교통불편등을배경으로생겨난제도로자택에서근로하는것을말한다. 재택근무는사무실근무가필수적으로요청되지않으므로통근부담을경감시킬뿐만아니라다양한생활환경속에개인근로자의수요에적절하게대응할수있는근무방식이다. [ 표 26] 유연근무제유형 종류시차출퇴근제재량근무제탄력근무제재택근무제 내용주 5일, 1일 8시간, 주당 40시간근무를준수하면서출퇴근시간을조정하는제도업무특성상업무수행방법을근로자의재량에따라야하기때문에, 사용자와근로자가합의한시간을근로시간으로보는제도평균근로시간이주 40시간이되도록하는범위내에서 1일근무시간을자유롭게조정하는제도근로자가회사에출근하지않고집에서근무하는제도 주거지, 출장지등과인접한원격근무용사무실에출근하여일하거원격근무제나, 모바일기기를이용하여사무실이아닌장소에서근무하는제도자료 : 고용노동부, 유연근무제관련보도자료, 이러한제도들은전체근무시간을준수하면서도근로시간이나장소등에대해유연성을제공함으로써일과가정의양립에개인적특성에맞춘시간활용이가능하다는장점이있다. 그럼에도불구하고국내기업의활용률은시차출퇴근제 22.7% 탄력적근무제 18.6% 등이며, 유연근무제를실행하지않는기업이 62.9% 를차지하고있다 ( 표 27). 3. 근로시간과출산 51

75 [ 표 27] 2017 년우리나라유연근무제활용률 ( 부분활용 + 전면활용 ) 제도 시간선택제 시차출퇴근제 탄력적근무제 재량근무제 원격근무제 모두시행안함 활용률 (%) 출처 : 고용노동부 (2017 년 ), 일 - 가정양립실태조사 여성관리자패널조사자료에서 시차출퇴근제 와 재택근무 에대해제도유무, 지난 1년간사용여부그리고쉽게사용할수있는지 ( 사용용이성 ) 에대해질문하였으며이에대한응답통계는 [ 표 28] 과같다. 시차출퇴근제가있다고응답한비율이 2007년 10.6% 에서 2010년 13.8% 로증가하였으며, 재택근무가있는경우도 2007년 6.0% 에서 2008년 6.4% 로증가하였다. 2007년시차출퇴근제의사용여부는 31.3% 였으며, 사용용이성은 56.6% 에달했으나, 2010년에는각각 21.4%, 48.8% 로제도의활용도가다소낮아지는것으로나타났다. 재택근무사용비율은 2007년 4.9% 에서 2008년 6.0% 로늘었으나, 같은기간사용용이성은 27.8% 에서 23.1% 로감소하였다. [ 표 28] 시차출퇴근제및재택근무제도활용현황 ( 단위 : %) 제도 3) 연도 제도유무 지난 1년간사용여부 1) 사용용이성 2) 시차출퇴근제 재택근무 주 : 1) 제도가있는경우에 지난 1 년간사용 한사람들의비율 2) 제도가있는경우에 쉽게사용할수있다 고응답한사람들의비율 3) 직장에서제공되는복리후생중 시차출퇴근제 는 2010 년까지, 재택근무 는 2008 년까지조사됨자료 : 한국여성관리자패널조사 (2) 분석모형여성관리자패널조사자료를이용하여여성의근로시간이임신결정에미치는영향을분석하기위해임신경험을종속변수로사용하여선형확률모형 (Linear Probability Model) 으로분석한다. 근로시간을독립변수로하면여성의근로시간을 1시간증가 52 III. 저출산과사회 경제적요인

76 시킬경우해당여성이임신을경험할확률 ( 이하 임신확률 ) 에미치는영향을분석할수있다. ( 식 1 ) 는임신경험이있는경우 1, 그외에 0을갖는이항종속변수 (Binary Dependent Variable) 이며, 는 2007년의주당총근로시간등근로시간관련변수, 는연령, 연령 2, 학력, 여성의평균월급여수준등의통제변수벡터이다. ( 식 1) 에서 2008~2014년조사자료의임신경험을나타내는변수를종속변수로사용하여 2007년의근로시간이 1년이내 (2008년)~7년이내 (2014년) 임신을 1회이상경험할확률에미치는영향을분석한다. 근로시간외에도 퇴근후나주말에집에서근무여부 와 시차출퇴근제, 재택근무 등의유연근로제에대한변수를독립변수로하여임신에미치는영향이있는지분석한다. 또한우리나라의경우비혼출산율이높은해외여타국가들과는달리결혼이출산의전제가되는경우가대부분이므로결혼여부를종속변수로하여 ( 식 1) 을분석한다. 이경우근로시간또는근로시간과관련된여러제도등이결혼확률에미치는영향을분석할수있다. 다. 근로시간관련제도와결혼및출산의관계분석 (1) 출산에미치는영향여성관리자패널조사자료를이용하여분석한결과근로여성의주당총근로시간이 1시간증가하는경우 1년이내에임신할확률이 0.34%p 낮아지는것으로나타났다. 근무시간증가의부정적인영향은 1년이내 0.34%p, 3년이내 0.24%p, 5년이내 0.20%p, 7년이내 0.17%p로낮아지는것으로나타났고 1년이내임신확률에만통계적으로유의미한영향을미치는것으로나타났다. 이렇게근로시간이임신확률에미치는부정적영향이시간이경과함에따라감소하는것은당해연도의근로시간이증가하는경우임신을다음연도로지연하였다가근로시간이정상수준으로복귀하였을때임신을선택할수있기때문인것으로보인다. 3. 근로시간과출산 53

77 [ 표 29] 여성의근로시간이임신확률에미치는영향 1 년이내임신 3 년이내임신 5 년이내임신 7 년이내임신 주당총근로시간 ** (0.0017) (0.0017) (0.0017) (0.0016) 표본수 989 1,246 1,311 1,362 주 : 1) 패널자료선형확률모형 (Linear Probability Model) 을이용한분석결과 2) 연령, 연령 2, 학력수준, 여성의임금을통제한분석결과 3) 괄호는표준오차이며, ** 은 5% 유의수준을의미 자녀가있는경우와그렇지않는경우, 근로시간이임신확률에미치는영향이상이할수있으므로자녀여부를추가하여분석하였다. [ 표 30] 에서자녀가없는경우주당총근로시간이임신확률에미치는영향은주당총근로시간의계수 ( ) 이고, 자녀가있는경우의영향은주당총근로시간의계수와교차항의합 ( ) 으로계산된다. 분석결과, 근로시간이이미자녀가있는그룹의임신확률에는실질적인영향 (0.01%p 저하, 통계적으로유의성없음 ) 을미치지않으나, 첫째자녀임신의경우에는큰영향 (1%p 저하 ) 을미치는것으로나타났다. 다만, 앞에서분석한것과같이 1~7년이내임신에미치는영향을분석한결과근무시간이첫째아이임신확률에미치는영향은 1년이내임신확률에만통계적으로유의미한영향이있는것으로나타났다. [ 표 30] 여성의근로시간이첫째또는추가자녀임신확률에미치는영향 1 년이내임신 3 년이내임신 5 년이내임신 7 년이내임신 주당총근로시간 *** ( ) (0.0033) (0.0033) (0.0034) (0.0033) 자녀여부 *** (0.1875) (0.1976) (0.1984) (0.1977) 주당총근로시간 *** 자녀여부 ( ) (0.0038) (0.0040) (0.0040) (0.0040) 표본수 912 1,024 1,029 1,033 주 : 1) 패널자료선형확률모형 (Linear Probability Model) 을이용한분석결과 2) 연령, 연령 2, 학력수준, 여성의임금을통제한분석결과 3) 괄호는표준오차이며, *** 은 1% 유의수준을의미 54 III. 저출산과사회 경제적요인

78 직급에따라주당총근로시간이임신확률에미치는영향어떻게다른지살펴보기위해대리급이하및과장급이상관리직으로나누어효과를분석하였다. 그결과대리급이하여성의임신확률에미치는영향이더큰것으로나타났다. 주당총근로시간이 1시간증가할경우대리급이하여성의임신확률 ( ) 이 0.43%p 감소하였고 10% 유의수준에서통계적으로유의미한것으로나타났다. 과장급이상여성의임신확률은 0.24%p 감소하는것으로나타났으나통계적으로유의성이없었다. [ 표 31] 여성의근로시간이임신확률에미치는영향 ( 직급별 ) 1 년이내임신 3 년이내임신 5 년이내임신 7 년이내임신 주당총근로시간 ( ) 대리급이하주당총근로시간 대리급이하 ( ) (0.0023) (0.0026) (0.0026) (0.0026) (0.1655) (0.1728) (0.1693) (0.1673) (0.0033) (0.0034) (0.0034) (0.0033) 표본수 912 1,024 1,029 1,033 주 : 1) 패널자료선형확률모형 (Linear Probability Model) 을이용한분석결과 2) 연령, 연령 2, 학력수준, 여성의임금을통제한분석결과 근로시간이외에도 퇴근후나주말에도집에서회사일을하는경우, 시차출퇴근제 와 재택근무제 의제도유무가임신확률에미치는영향을분석하여보았으나통계적으로유의성이없는것으로나타났다. 시차출퇴근제 와 재택근무제 가임신확률에미치는영향이통계적으로유의하지않은것은 [ 표 28] 과같이해당제도의활용사례수가작기때문에나타난결과일수도있다. 그러나 [ 표 34] 에서분석한바와같이해당제도들이결혼확률에는유의미한영향을미치고있으므로, 임신확률에유의한영향이없는것이데이터의문제는아닌것으로볼수있다. 3. 근로시간과출산 55

79 [ 표 32] 여성의근로시간관련변수가임신확률에미치는영향 1년이내임신 3년이내임신 5년이내임신 7년이내임신 근무시간외 ( 퇴근후, 주말 ) 업무 (0.0255) (0.0275) (0.0276) (0.0276) 시차출퇴근제유무 (0.0392) (0.0438) (0.0439) (0.0439) 재택근무제유무 (0.0535) (0.0592) (0.0595) (0.0595) 표본수 909 1,020 1,025 1,029 주 : 1) 패널자료선형확률모형 (Linear Probability Model) 을이용한분석결과이며, 각칸마다하나의 회귀분석결과임 2) 연령, 연령 2, 학력수준, 여성의임금을통제한분석결과 (2) 결혼에미치는영향근로시간이결혼에미치는영향을분석한결과주당총근로시간이 1시간증가할경우 1년이내결혼할확률에미치는영향은 0.07%p로실질적인효과는없고통계적유의성도없는것으로나타났다. 시간이경과할수록주당총근로시간이결혼확률에미치는영향이증가하는것으로나타났으나, 통계적유의성은나타나지않았다. [ 표 33] 여성의근로시간이결혼확률에미치는영향 1년이내결혼 3년이내결혼 5년이내결혼 7년이내결혼 주당총근로시간 (0.0013) (0.0018) (0.0019) (0.0019) 표본수 주 : 1) 패널자료선형확률모형 (Linear Probability Model) 을이용한분석결과 2) 연령, 연령 2, 학력수준, 여성의임금을통제한분석결과 근무시간관련변수들이결혼에미치는영향을분석한결과, 근무시간외의시간 ( 퇴근후, 주말 ) 에도회사일을하는경우 1년이내결혼할확률이 3.7%p 감소하는것으로나타났다. 시차출퇴근제도가있는경우결혼할확률은 7.1%p, 재택근무제도가있는경우결혼할확률은 10%p 증가하는것으로나타났다. 근무시간과관련한제도가실제결혼할확률에미치는영향을분석하기위해서는해당제도를실제사용하는경우와결혼확률의관계를분석해야하나앞서 [ 표 27] 에서확인한것과같이유연근무제와관련한제도를사용하는경우가많지않아분석에어려움이있다. 다만동제도가있는경우일 가정양립친화적직장일가능성이높으므로이를고려한다면, 직장의근무시간과관련한복지제도가있는경우결혼결정에긍정 56 III. 저출산과사회 경제적요인

80 적인영향을미치는것으로볼수있을것이다. [ 표 34] 근무시간관련변수들이결혼확률에미치는영향 1년이내결혼 근무시간외근무여부 * (0.0215) 시차출퇴근제제도있음 * (0.0371) 재택근무제도있음 ** (0.0454) 표본수 주 : 1) 패널자료선형확률모형 (Linear Probability Model) 을이용한분석결과 2) 연령, 연령 2, 학력수준, 여성의임금을통제한분석결과 라. 정책적시사점연령, 학력수준, 여성의임금을통제한상태에서주당총근로시간의증가는임신확률에는부정적인영향을미치는반면결혼확률에는실질적인영향이없는것으로나타났다. 반면퇴근후나주말에도집에서회사일을하는경우결혼확률이감소하는것으로나타나근무시간이외의시간에도일을해야하는과도한업무부담은결혼에부정적인영향을미칠수있는것으로보인다. 또한시간출퇴근제나재택근무제가있는경우출산에는유의미한영향을미치지못하였으나결혼에는긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 해당제도의직접적인사용여부를고려하지못하였다는한계가있으나, 유연근무제도등탄력적인근무가가능한기업에근무하는경우결혼확률이높아진다고볼수있을것이다. 우리나라에서비혼출산율이매우낮은점을고려할때결혼과출산은서로밀접한관련을가질수밖에없으며, 결혼에부정적인영향을주는요인들은출산율을저해하는요인으로작용할수있다. 결혼의증가가곧출산의증가를의미하는것은아닐수도있지만결혼을결정하는데도움되는시차출퇴근제, 재택근무제도등이활성화될경우출산에도긍정적인영향을미칠가능성이있다. 근무시간외의업무부담을줄여주고, 시간출퇴근제나재택근무제등의근무시간을유연하게활용할수있도록하는제도들은결혼에긍정적인영향을미칠수있으므로, 출산율제고정책설계시근로시간감소및관련제도들의영향을고려할필요가있다. 3. 근로시간과출산 57

81 4. 보육시설과추가임신의사 17) 가. 둘째아임신감소현상과저출산 우리나라초저출산현상의원인중하나로자녀계획이없는가구증가현상과둘째아임신감소현상을지적할수있다. 먼저, 전생애에걸쳐가지고자하는자녀의수가감소하고있다. 5년단위혼인코호트별기혼여성의기대자녀수 18) 분포는 2010~2015년에결혼한혼인코호트의경우 2명이 50.9% 로서, 1995~1999년에결혼한혼인코호트에비하여 11.4%p 하락하였다. 이에비해, 동기간기대자녀수가 1명인경우와무자녀인경우는각각 12.6%p, 4.6%p 상승하여시간이지날수록기대자녀수감소현상이심화되고있음을알수있다. [ 그림 13] 혼인코호트별기대자녀수분포 ( 년 ) 자료 : 통계청, 생애주기별주요특성분석 17) 본연구는국회예산정책처에서발간한 산업동향 & 이슈 제 11 호에수록된 보육시설과추가임신의사의관계 를수정 보완한것이다. 18) 기대자녀수는기출생아수에추가계획자녀수를합한것이다. 58 III. 저출산과사회 경제적요인

82 특히둘째아임신감소현상이총출생아수감소를주도하고있다. 2016년총출생아수는 1996년대비 41.2%(28만 4,983명 ) 감소하였는데, 이중둘째아출산이동기간대비 48.0%(14만 1,257명 ) 감소하였다. 이는첫째아 (36.3%) 와셋째아이상 (36.8%) 의출산감소율을크게상회하고있는바, 둘째아이상을가지지않으려는경향이저출산현상의구체적인모습중하나임을알수있다. [ 그림 14] 출산순위별출생아수 ( 년 ) 자료 : 통계청 나. 영유아시설보육 19) 정부지원및보육시설이용률 공급현황 (1) 어린이집및유치원정부지원현황 우리나라는저출산해소정책의일환으로어린이집및유치원을이용하는가구에 대한정부지원을강화하고있다. 먼저, 2012 년부터어린이집을이용하는만 0~5 세 의영유아가있는가구는소득수준에관계없이영유아보육료를지원받는다 년 기준만 0~2 세영아가종일반 ( 하루 12 시간보육 ) 을다니는경우해당가구는월 32.1 만원 ~44.1 만원을지원받고, 맞춤반 ( 하루 6 시간보육 ) 의경우는종일반지원액의 19) 영유아보육 이란영유아 ( 만 0~5 세아동 ) 를안전하고건강하게보호 양육하고영유아의발달특성에적합한교육을제공하는어린이집및가정양육지원에관한사회복지서비스를의미한다. 이는유아 ( 만 3~5 세아동 ) 의교육에초점을맞춘유아교육과엄밀하게는개념상상이하나, 영유아보육과유아교육모두사회적측면에서영유아의교육 보호기능을수행한다는점에서이하에서는 영유아시설보육 이어린이집에의한영유아보육과유치원에의한유아교육을포괄하는것으로보고서술하고자한다. 4. 보육시설과추가임신의사 59

83 약 80% 를지원받고있다. 어린이집에다니는만 3~5 세의유아가있는가구는 누 리과정 20) 에따라 22 만원을지원받는다. 분류 유형 내용 국공립 국가나지방자치단체가설치 운영하는어린이집 사회복지법인 사회복지사업법 에따른사회복지법인이설치 운영하는어린이집 어린이집 유치원 법인 단체등 직장가정협동민간국립 공립 사립 [ 표 35] 설립주체별어린이집및유치원유형 각종법인 ( 사회복지법인제외 ) 이나단체등이설치 운영하는어린이집사업주가사업장의근로자를위하여설치 운영하는어린이집개인이가정이나그에준하는곳에설치 운영하는어린이집보호자들이조합을결성하여설치 운영하는어린이집위시설에해당하지않는어린이집국가가설립 경영하는유치원지방자치단체가설립 경영하는유치원으로, 설립주체에따라시립유치원과도립유치원으로구분가능법인또는사인 ( 私人 ) 이설립 경영하는유치원 유치원을다니는만 3~5 세의유아가있는모든소득계층의가구도누리과정에 따라유아학비를지원받는다 년기준으로사립유치원을다니는유아가있는가 구는 22 만원을, 국공립유치원을다니는유아가있는가구는 6 만원을지원받는다. [ 표 36] 2018년영유아보육료및유아학비지원내용만0세만1세만2세만3~5세 ( 누리과정 ) 영유아맞춤반 34.4만원 30.2만원 25만원보육료 22만원지원종일반 44.1만원 38.8만원 32.1만원국공립유치원 6만원유아학비지원사립유치원 22만원자료 : 보건복지부 2018년도보육사업안내, 교육부 2018년도유아학비지원계획 20) 누리과정이란, 만 3~5 세를대상으로하는어린이집표준보육과정과유치원교육과정을통합한공통과정을의미한다. 유아가다니는기관이어린이집인지유치원인지에관계없이동일한내용을교육하며부모의소득수준에관계없이모든계층의유아에게보육료또는유아학비를지원한다. 60 III. 저출산과사회 경제적요인

84 이외에도어린이집에대하여는인건비 ( 국공립, 사회복지법인, 법인 단체등어린이집한정 ), 기본보육료 ( 민간 가정 협동 직장어린이집한정 ) 등이지원되며, 유치원에대해서는인건비및학급운영비등이지원되고있다. (2) 어린이집및유치원이용률현황정부의지원확대에따라우리나라영유아의시설보육서비스이용률은그간크게상승하였다. 우리나라의만 0~2세영아의시설보육서비스이용률은 2006년에는 11.2% 로 OECD 평균 (29%) 에미치지못했으나, 2014년에는 35.7% 로 24.5%p 상승해 OECD 평균 (34.4%) 을상회하고있다. 만 3~5세유아의경우에도 2014년 92.2% 로 OECD 평균 (83.8%) 을상회하면서만 0~5세영유아의시설보육서비스이용률이 OECD EU 국가의평균에비해높다. [ 그림 15] OECD EU 국가의영아 ( 만 0~2 세 ) 시설보육서비스이용률 (2006 년, 2014 년 ) 자료 : OECD Family Database [ 그림 16] OECD EU 국가의유아 ( 만 3~5 세 ) 시설보육서비스이용률 (2014 년 ) 자료 : OECD Family Database 4. 보육시설과추가임신의사 61

85 (3) 어린이집및유치원공급및수용능력현황 ( 가 ) 어린이집우리나라의어린이집시설보육서비스는민간및가정어린이집을중심으로제공되고있으며, 서비스공급증대또한민간및가정어린이집의공급확대에기인한바가크다. 2017년어린이집보육아동수는 2008년대비 27.7%(314,741명 ) 증가하였는데, 이중민간및가정어린이집의보육아동수증가분이 74.4% 에달한다. 2017년민간및가정어린이집은전체어린이집보육아동의 73.1% 를보육하고있는데, 그비중은 2008년대비 0.3%p 상승하여민간및가정어린이집이지속적으로시설보육서비스공급에서높은비중을차지하고있다. 2017년국공립어린이집의보육아동수는 2008년대비 52% 증가하였으며, 전체어린이집보육아동중국공립어린이집보육아동의비중은 2008년대비 2%p 상승하였다. [ 표 37] 설립주체별어린이집보육아동수, 유치원원아수및증가율 (2008 년, 2017 년 ) ( 단위 : 천명, %) 구분총계민간가정국공립사회복지법인직장법인 단체등협동 2017년 2008년증감 ( 비율 ) ( 비율 ) 인원수 % 1,450 1, (100) (100) (51.0) (54.2) (22.2) (18.5) (12.9) (10.9) (6.7) (10.0) (4.0) (1.5) (3.0) (4.7) (0.3) (0.1) 자료 : 보건복지부보육통계 62 III. 저출산과사회 경제적요인

86 어린이집총보육아동수증가율은 2012년약 12.3% 까지올라갔다가 2013년부터 0% 수준을유지하고있다. 민간및가정어린이집이지속적으로시설보육서비스공급에서큰비중을차지하면서, 연도별민간및가정어린이집보육아동수증가율은총보육아동수증가율과유사한패턴을보이고있다. 국공립어린이집보육아동수는국공립어린이집의지속적인확충에따라연도별 5% 내외로꾸준히증가하고있다. [ 그림 17] 연도별 설립주체별어린이집보육아동수증가율 (2009~2017 년 ) 자료 : 보건복지부보육통계 어린이집공급이증대됨에따라어린이집의시설보육수용능력또한전반적으 로증대되었다 년 0~5 세아동보육공급률 21) 은 68.4% 로 2008 년 (51.4%) 에비해 17.0%p 상승하였는데, 이는만 0~5 세인구의감소및어린이집공급에따른정원 증대등에따른것이다. 0~5 세국공립어린이집공급률 22) 은 2017 년 8.2% 로 2008 년 (5.1%) 에비해 3.1%p 상승하였다. 시설보육수용능력이전반적으로증대되었음에도불구하고지역별로는편차가 관찰된다 년 0~5 세아동보육공급률은시도별로 58.4~83.3% 사이에서분포하 며, 시도별 0~5 세국공립어린이집공급률은해당지표가타시도에비해크게높 은서울특별시 (19.0%) 를제외하고는 2.8~10.2% 사이에서분포하고있다. 21) 0~5 세아동보육공급률 : 만 0~5 세아동수대비어린이집정원의백분율로서, 해당지표를통하여어린이집의전반적인수용능력을알수있다. 22) 0~5 세국공립어린이집공급률 : 만 0~5 세아동수대비국공립어린이집정원의백분율로서, 해당지표를통하여국공립어린이집의수용능력을알수있다. 4. 보육시설과추가임신의사 63

87 [ 그림 18] 2017 년시도별 0~5 세아동보육공급률및국공립어린이집공급률 자료 : 통계청, 보건복지부보육통계 시군구별편차또한관찰되고있다. 2017년 0~5세아동보육공급률이 60% 이상 70% 미만인시군구가 65개로가장높은비중 (28.4%) 을차지하고있으나, 70% 이상 80% 미만인시군구 (21.4%), 80% 이상 90% 미만인시군구 (19.7%) 가그뒤를잇고있어시군구별로아동보육공급률이다양한편차를보이고있다. 다만, 서울특별시및 6대광역시의구 23) 로한정할경우아동보육공급률이 50% 이상 70% 미만인구가 65.8% 로해당구간에밀집된경향을보이고있다. 서울특별시의경우도 50% 이상 70% 미만인구가 72% 로해당구간에밀집된경향을보이고있다. 23) 6 대광역시의 군 단위행정구역을포함한다. 64 III. 저출산과사회 경제적요인

88 [ 표 38] 2017 년시군구별 0~5 세아동보육공급률 ( 단위 : 개소, %) 0~5세아동보육공급률 전국시군구 ( 비율 ) 도시 농어촌 서울특별시및 6대광역시의구 ( 비율 ) 서울특별시의구 ( 비율 ) 총계 100% 이상 90~100% 80~90% 70~80% 60~70% 50~60% 50% 미만 (100) (100) (100) (100) (100) (6.1) (4.6) (9.1) (1.4) (0.0) (5.7) (4.6) (7.8) (2.7) (4.0) (19.7) (18.4) (22.1) (12.3) (8.0) (21.4) (19.7) (24.7) (12.3) (12.0) (28.4) (31.6) (22.1) (41.1) (44.0) (16.2) (18.4) (11.7) (24.7) (28.0) (2.6) (2.6) (2.6) (5.5) (4.0) 자료 : 통계청, 보건복지부보육통계 국공립어린이집의경우 59.4% 의시군구가 0~5세국공립어린이집공급률이 10% 미만을보이고있다. 다만, 서울특별시및 6대광역시의구로한정할경우해당지표가 10% 미만인구가 51.4% 로하락하며, 서울특별시의경우 25개구모두 10% 이상이다. 4. 보육시설과추가임신의사 65

89 [ 표 39] 2017 년시군구별 0~5 세국공립어린이집공급률 ( 단위 : 개소, %) 전국시군구서울특별시및 0~5세국공립서울특별시의구 ( 비율 ) 6대광역시의구어린이집공급률 ( 비율 ) 도시농어촌 ( 비율 ) 총계 (100) (100) (100) (100) (100) 40% 이상 (0.4) (0.0) (1.3) (0.0) (0.0) 30~40% (4.8) (3.3) (7.8) (5.4) (8.0) 20~30% (11.4) (9.9) (14.3) (20.3) (36.0) 10~20% (24.0) (18.4) (35.1) (23.0) (56.0) 5~10% (29.3) (32.9) (22.1) (20.3) (0.0) 5% 미만 (30.1) (35.5) (19.5) (31.1) (0.0) 자료 : 통계청, 보건복지부보육통계 (2) 유치원 유치원시설보육서비스도어린이집의경우와마찬가지로상당부분민간에서제공 되고있다 년유치원원아수는 2008 년대비 29.2%(157,139 명 ) 증가하였는데, 이중사립유치원의원아수증가분이 65.8% 에달한다 년사립유치원은전 체유치원원아중 75.2% 를보육하고있으며, 그비중은 2008 년대비약 2.6%p 하 락하였다 년국 공립유치원의원아수는 2008 년대비 45.4% 증가하였다. 24) 구분 총계 사립유치원 국 공립유치원 [ 표 40] 설립주체별유치원원아수및증가율 (2008 년, 2017 년 ) 자료 : 한국교육개발원교육통계연구센터 ( 단위 : 천명, %) 2017년 2008년 증감 ( 비율 ) ( 비율 ) 인원수 % (100) (100) (75.2) (77.8) (24.9) (22.1) ) 다만, 국립유치원의원아수는 2008~2017 년기간중 225~258 명사이에머물고있어국 공립유치원원아수변화는공립유치원의원아수변화에크게영향을받는다고볼수있다. 66 III. 저출산과사회 경제적요인

90 유치원의시설보육수용능력및교원 25) 1인이담당하는원아수또한전반적으로개선되었다. 3~5세아동 100명당유치원수는 2017년 0.66개소로, 2008년 (0.60 개소 ) 에비해 0.06개소증가하였다. 교원 1인당원아수또한 2017년 12.9명으로 2008년 (15.5명) 에비해 2.7명감소하였다. 다만, 어린이집의경우와마찬가지로유치원시설보육수용능력과교원 1인당원아수에서시도별 시군구별로편차가관찰된다. 2017년 3~5세아동 100명당유치원수는시도별로 0.39~1.19개소사이에서분포하며, 교원 1인당원아수또한시도별로 10.0~15.0명사이에서분포하고있다. [ 그림 19] 2017 년시도별 3~5 세아동 100 명당유치원수및교원 1 인당원아수 자료 : 통계청, 한국교육개발원교육통계연구센터 또한, 시군구별 3~5세아동 100명당유치원수는 0.5개소에서 1개소사이인시군구가 94개로가장높은비중 (41%) 을차지하고있으나, 2개소이상인시군구 (19.2%) 와 0.5개소미만인시군구 (16.6%) 가그뒤를잇고있어시군구별로다양한편차를보이고있다. 다만, 서울특별시및 6대광역시의구로한정할경우 3~5세아동 100명당유치원수가 1개소이상인구는 3% 미만이며, 0.5개소미만인구가전 25) 유치원교원은직위별로원장, 원감, 수석교사, 보직교사, 일반교사, 특수교사, 보건교사, 영양교사, 기간제교사, 강사로구분된다. 4. 보육시설과추가임신의사 67

91 체 74 개구중 30 개구 (40.5%) 이다. 서울특별시의경우 0.5 개소미만인구가전체의 84%(21 개구 ) 에달한다. [ 표 41] 2017 년시군구별 3~5 세아동 100 명당유치원수 ( 단위 : 개소, %) 3~5세아동 100명당유치원수 전국시군구 ( 비율 ) 도시농어촌 서울특별시및 6대광역시의구 ( 비율 ) 서울특별시의구 ( 비율 ) 총계 2개소이상 1.5~2개소 1~1.5개소 0.5~1개소 0.5개소미만 (100) (100) (100) (100) (100) (19.2) (1.3) (54.5) (1.4) (0.0) (10.5) (3.9) (23.4) (1.4) (0.0) (12.7) (10.5) (16.9) (0.0) (0.0) (41.0) (59.9) (3.9) (56.8) (16.0) (16.6) (24.3) (1.3) (40.5) (84.0) 자료 : 통계청, 보건복지부보육통계 또한, 시군구별교원 1인당원아수는 12명이상 13명미만인시군구가 52개로가장높은비중 (22.7%) 을차지하고있으나, 10명미만인시군구 (22.3%), 11명이상 12명미만인시군구 (16.6%) 가그뒤를잇고있어해당지표또한시군구별로다양한편차를보이고있다. 다만, 서울특별시및 6대광역시의구로한정할경우교원 1인당원아수가 12명이상 13명미만인구가 41.1%, 11명이상 12명미만인구와 13명이상 14명미만인구가각각 19.2% 를차지하고있어 11명이상 14명이하인구간에밀집된경향을보이고있다. 서울특별시의경우도 12명이상 13명미만인구가 60% 로해당구간에밀집된경향을보이고있다. 68 III. 저출산과사회 경제적요인

92 교원 1인당원아수 총계 15 명이상 14~15 명 13~14 명 12~13 명 11~12 명 10~11 명 10 명미만 자료 : 통계청, 한국교육개발원교육통계연구센터 [ 표 42] 2017 년시군구별교원 1 인당원아수 ( 단위 : 개소, %) 전국시군구서울특별시및서울특별시의구 ( 비율 ) 6대광역시의구 ( 비율 ) 도시농어촌 ( 비율 ) (100) (100) (100) (100) (100) (3.9) (5.9) (0.0) (6.8) (4.0) (8.7) (12.5) (1.3) (8.2) (0.0) (15.3) (21.7) (2.6) (19.2) (20.0) (22.7) (32.9) (2.6) (41.1) (60.0) (16.6) (23.7) (15.6) (19.2) (16.0) (10.5) (4.6) (22.1) (4.1) (0.0) (22.3) (5.3) (55.8) (1.4) (0.0) 다. 보육시설과추가임신의사의관계분석본보고서는 1명이상의영유아자녀를둔가구를대상으로영유아보육시설의공급확대와추가임신의사의관계를분석하고자한다. 1명이상의영유아자녀를둔가구의경우영유아의보육경험이추가적인임신결정에영향을미칠수있는데, 보육경험에는보육시설에대한접근용이도가포함될것이다. 이에, 개별시군구내에보육시설이균등하게위치해있다는가정하에서, 어린이집에대한지리적접근성의객관적지표로써 0~5세시군구아동보육공급률을고려하고자한다. 또한, 국공립어린이집공급은정부가직접시설보육에대한국민들의접근성을개선할수있는정책수단이므로 0~5세시군구국공립어린이집공급률을추가적으로고려하고자한다. 유치원에대하여는 3~5세아동 100명당유치원수 26) 와교원 1인당원아수를고려하고자한다. 26) 유치원의경우도어린이집의경우와마찬가지로해당시군구의 3~5 세아동대비유치원정원 을독립변수로사용하여야하나. 통계자료획득의한계로인하여 3~5 세아동 100 명당유치원수를사용하였다 년유치원 1 개소당원아수는평균 76.9 명이다. 4. 보육시설과추가임신의사 69

93 (1) 분석데이터및변수설명보육시설공급 (0~5세아동보육공급률, 0~5세국공립어린이집공급률, 3~5세아동 100명당유치원수, 교원 1인당원아수 ) 과 추가임신의사 와의관계를분석하기위하여 한국아동패널조사 27) 2~6차 (2009~2013년) 자료를이용하고자한다. 한국아동패널조사는 2008년전국에서표집된의료기관에서출생한 2,150명의신생아가구를대상으로매년 1회아동의성장 발달특성, 양육실태, 부모의추가임신의사및추가출산여부등에관하여추적조사를실시하고있다. 따라서, 해당자료는 1명이상의영유아자녀를둔가구의임신관련의사결정에집중한분석이가능하나첫째아임신결정에대한분석은할수없다는한계점이있다. 모형의설정에있어서는추가임신의사를종속변수로사용하여선형확률회귀모형 (Linear Probability Model) 을다음과같이구축한다. ( 식 1 ) 위회귀식에서 는추가임신의사 ( 유 =1, 무 =0) 를의미하며, 는관심변수로서 0~5세아동보육공급률, 0~5세국공립어린이집공급률등이다. 또한 는통제변수벡터로써조사대상아동어머니의연령, 학력및취 학업여부, 월평균가구소득, 2008년도출생아의출생순위를포함하고있다. 종속변수에서추가임신의사가있는경우 1, 없는경우를 0으로두기때문에독립변수의계수는독립변수 1단위가증가할경우 2008년도에출산을한가구가추가임신의사를가질확률에미치는영향으로해석할수있다. 또한, 연도고정효과를고려하여연도별모든가구의추가임신의사에공통적으로영향을미치는요소를통제하였다. 분석을위한자료구축과정에서 2008년출산이후추가로출산을한가구중해당연도에추가임신의사가없다고응답한가구를해당연도의표본에서제외하였다. 이는기대자녀수만큼출산을완료한가구의경우마지막출산이있었던연도부터는보육시설공급과관계없이추가임신의사가없다고응답할것인데, 이러한가구를표본에포함하는경우보육시설공급의효과가과소추정되는문제가발생하기때문이다. 27) 한국아동패널조사는 육아정책연구소 주관하데이터의조사 관리가이루어지고있다. 70 III. 저출산과사회 경제적요인

94 (2) 분석결과 ( 가 ) 어린이집과추가임신의사의관계시군구 0~5세아동보육공급률과추가임신의사의관계를나타내는모형 1로분석한결과 0~5세아동보육공급률은 1인이상의영유아자녀를둔가구의추가임신의사와유의한정 (+) 의관계가나타났다. 조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득, 2008년출생아의출생순위를통제한모형 1에서 0~5세아동보육공급률이 10%p 증가하는경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 1.13%p 증가하였다. 독립변수 0~5 세아동보육공급률 [ 표 43] 아동보육공급률과추가임신의사의관계 종속변수 ( 추가임신의사 ) 모형 *** (0.039) 관측치 6,805 주 : 1) 괄호는표준오차를의미하고, *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 수준에서통계적으로유의함을의미 2) 모형 1 은조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득, 2008 년출생아의출생순위를통제하고, 연도고정효과를고려하여연도별추가임신의사에공통적으로미치는영향을통제 모형 2, 3 및 4에서는아동보육공급률과가구의추가임신의사의관계가가구의거주지, 조사대상아동의어머니의취업또는학업여부, 그리고해당가구에서 2008년도에태어난아동이첫째아였는지여부에따라어떻게달라지는지를분석하였다. 가구거주지가도시인가구만분리하여분석한결과, 아동보육공급률이 10%p 증가하는경우해당가구가추가임신의사를가질확률은평균적으로 1.39%p 증가하였다. 다만가구거주지가농어촌인경우유의한결과가관찰되지않았다. 조사대상아동어머니가취업또는학업중인경우해당가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 1.28%p 증가하여조사대상아동어머니가취업또는학업중이아닌경우 ( ) 에비해더강한정 (+) 의관계가관찰되었다. 2008년도출생아가첫째인가구의경우아동보육공급률이 10%p 증가하는경우해당가구가추가임신의사를가질확률은평균적으로 1.83%p 증가한바, 2008년도출생아가둘째이상인가구의경우의경우 ( ) 에비해더욱강한정 (+) 의관계가관찰 4. 보육시설과추가임신의사 71

95 되었다. 모형 1에서분석된결과와종합해보면, 아동보육공급률이 10%p 증가할경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 1.13%p 증가하는데, 둘째아출산여부를결정하여야하는가구에대하여는아동보육공급률의긍정적인효과가 1.83%p로더높게나타났다. 이는최근우리나라에서저출산과둘째아출산감소현상이함께나타나고있는상황에서, 출산율회복에아동보육공급률의중요성을보여주는결과라고할수있다. 독립변수 [ 표 44] 아동보육공급률, 가구거주지, 조사대상아동어머니의취 학업여부, 2008년도출생아의출생순위와추가임신의사의관계 종속변수 ( 추가임신의사 ) 모형 2 모형 3 모형 4 조사대상아동어머니가구거주지취 학업여부도시농어촌취 학업중취 학업중아님 2008 년도출생아의출생순위 첫째아 둘째아이상 0~5세 *** ** * ** *** 아동보육공급률 (0.053) (0.060) (0.059) (0.052) (0.086) (0.033) 관측치 4,021 2,784 2,712 4,093 2,582 4,223 주 : 1) 괄호는표준오차를의미하고, *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 수준에서통계적으로유의함을의미 2) 모형 2 는조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득, 2008 년출생아의출생순위를통제하였고, 모형 3 은조사대상아동어머니의연령 학력, 월평균가구소득, 2008 년출생아의출생순위를통제하였으며, 모형 4 는조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득을통제 3) 모형 2 에서도시는특별시와광역시의 구 ( 도농복합 군 포함 ) 및도의 시 와특별자치시 도인경우를의미하며, 농어촌은도의 군 을의미 4) 연도고정효과를고려하여연도별추가임신의사에공통적으로미치는영향을통제 추가적으로시군구 0~5세국공립어린이집공급률과추가임신의사의관계를분석한결과, 0~5세국공립어린이집공급률의증가는 1인이상의영유아자녀를둔가구의추가임신의사와유의한정 (+) 의관계가관찰되었다. 조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득, 2008년출생아의출생순위를통제한모형 1에서 0~5세국공립어린이집공급률이 10%p 증 72 III. 저출산과사회 경제적요인

96 가하는경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률은평균적으로 1.89%p 증가하는것으로나타났다. 즉, 국공립어린이집의공급이일반적인어린이집공급 ( ) 에비해추가임신의사와더욱강한정 (+) 의관계가관찰된다. 가구거주지가도시인가구만분리하여분석한결과, 국공립어린이집공급률이 10%p 증가하는경우해당가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 2.18%p 증가하는것으로나타났다. [ 표 45] 국공립어린이집공급률과추가임신의사의관계 독립변수 0~5 세국공립어린이집공급률 종속변수 ( 추가임신의사 ) 모형 2 모형 1 가구거주지 도시 농어촌 * * (0.112) (0.129) (0.259) 관측치 6,805 4,021 2,784 주 : 1) 괄호는표준오차를의미하고, *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 수준에서통계적으로유의함을나타냄 2) 모형 1 과모형 2 는조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득, 2008 년출생아의출생순위를통제 3) 모형 2 에서도시는특별시와광역시의 구 ( 도농복합 군 포함 ) 및도의 시 와특별자치시 도인경우를의미하며, 농어촌은도의 군 을의미 4) 연도고정효과를고려하여연도별추가임신의사에공통적으로미치는영향을통제 (2) 유치원과추가임신의사의관계 3~5세아동 100명당유치원수및유치원교원 1인당원아수와추가임신의사의관계를분석한결과해당지표간에유의한관계가나타났다. 조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득, 2008년출생아의출생순위를통제한모형 1에서 3~5세아동 100명당유치원수가 1개소증가하는경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 4.3%p 상승하는것으로나타났다. 그리고교원 1인당원아수가 1명감소하는경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률은평균적으로 0.6%p 상승하는것으로나타났다. 4. 보육시설과추가임신의사 73

97 가구거주지가도시인가구만분리하여분석한결과, 3~5세아동 100명당유치원수가 1개소증가하는경우해당가구가추가임신의사를가질확률은평균적으로 4%p 상승하였으며, 교원 1인당원아수가 1명감소하는경우해당가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 0.7%p 상승하는것으로나타났다. 다만가구거주지가농어촌인경우두지표모두유의한결과가도출되지않았다. 2008년도출생아가첫째인가구의경우 3~5세아동 100명당유치원수가 1개소증가하는경우해당가구가추가임신의사를가질확률은평균적으로 8.6%p 증가한바, 2008년도출생아가둘째이상인가구의경우의경우 ( ) 에비해더욱강한정 (+) 의관계가관찰되었다. 동일한경우에대하여교원 1인당원아수가 1명감소하는경우해당가구가추가임신의사를가질확률은평균적으로 1.1%p 증가한바, 2008년도출생아가둘째이상인가구의경우의경우 ( ) 에비해더욱강한관계가관찰되었다. 독립변수 3~5세유아 100명당유치원수교원 1인당원아수 [ 표 46] 유치원공급과추가임신의사의관계 종속변수 ( 추가임신의사 ) 모형 2 모형 3 모형 년도출생아의가구거주지출생순위 도시 농어촌 첫째아 둘째아이상 *** ** ** *** (0.015) (0.017) (0.040) (0.032) (0.013) ** ** ** *** (0.003) (0.004) (0.005) (0.006) (0.002) 관측치 6,803 4,019 2,784 2,580 4,223 주 : 1) 괄호는표준오차를의미하고, *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 수준에서통계적으로유의함을의미 2) 모형 1 과모형 2 는조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득, 2008 년출생아의출생순위를통제하였고, 모형 3 은조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득을통제 3) 모형 2 에서도시는특별시와광역시의 구 ( 도농복합 군 포함 ) 및도의 시 와특별자치시 도인경우를의미하며, 농어촌은도의 군 을의미 4) 연도고정효과를고려하여연도별추가임신의사에공통적으로미치는영향을통제 74 III. 저출산과사회 경제적요인

98 라. 정책적시사점어린이집공급과관련하여시군구 0~5세아동보육공급률및국공립어린이집공급률과추가임신의사의관계를분석한결과, 해당변수와추가임신의사사이에유의한정 (+) 의관계가나타났다. 0~5세아동보육공급률이 10%p 상승하는경우조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득, 2008년출생아의출생순위및연도별고정효과를통제한상태에서해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 1.13%p 상승한다. 국공립어린이집공급률이 10%p 상승하는경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 1.89%p 증가하는바, 국공립어린이집공급과추가임신의사의관계가일반적인어린이집공급의경우에비해더욱강한것으로나타나고있다. 이와같은관계는분석대상을도시로한정하는경우더뚜렷하게나타나는데, 아동보육공급률과국공립어린이집공급률이각각 10%p 증가할경우해당시군구에거주하는가구가추가임신의사를가질확률은각각 1.39%p, 2.18%p 증가한것으로분석되었다. 아동보육공급률과둘째임신의사와의관계는셋째이상임신의사와의관계보다더욱강한것으로분석되었다. 아동보육공급률이 10%p 상승하는경우조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득을통제한상태에서둘째임신의사를가질확률과셋째임신의사를가질확률은각각 1.8%p, 1.1%p 증가하는바, 어린이집공급확대가둘째아임신단념현상완화에긍정적일것으로보인다. 조사대상아동어머니가취업또는학업중인경우아동보육공급률이 10%p 상승할때조사대상아동어머니의연령 학력, 월평균가구소득, 2008년출생아의출생순위및연도별고정효과를통제한상태에서해당가구가추가임신의사를가질확률이평균적으로 1.3%p 상승하는바, 보육시설공급확대가아이가있는어머니가보육과경제활동등을동시에수행하는가구의임신관련의사결정에긍정적인영향을미칠수있을것으로보인다. 우리나라에서여성의경제활동이증가하고있는추세를고려하면, 이는보육시설공급의중요성을보여주는결과이다. 유치원공급과관련하여시군구 3~5세유아 100명당유치원수및교원 1인당원아수와추가임신의사의관계를분석한결과, 가구의임신결정에영향을미치는요인을통제하고도추가임신의사와유의한관계가나타났다. 유아 100명당유 4. 보육시설과추가임신의사 75

99 치원수가 1 개소증가하는경우및교원 1 인당원아수가 1 명감소하는경우조사 대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득, 2008 년출생아의출 생순위및연도별고정효과를통제한상태에서해당시군구에거주하는가구가추 가임신의사를가질확률이각각평균적으로 4.3%p, 0.6%p 상승하였다. 어린이집공급과마찬가지로유아 100 명당유치원수및교원 1 인당원아수 와둘째임신의사의관계는셋째이상임신의사의관계보다더욱강한것으로분석 되었다. 조사대상아동어머니의연령 학력 취 ( 학 ) 업여부, 월평균가구소득을통제한 상태에서유아 100 명당유치원수가 1 개소증가하는경우둘째임신의사를가질확 률은 8.6%p 증가하며셋째이상임신의사를가질확률은 3.5%p 증가하였다. 교원 1 인당원아수가 1 명감소하는경우둘째아임신의사를가질확률은 1.1%p 증가하 며셋째이상임신의사를가질확률은 0.4%p 증가하였다. 이는유치원공급확대 및교원 1 명이담당하는원아수를감소시키는것또한둘째아출산단념현상완 화에긍정적인영향을미칠수있음을시사한다. 이와같이보육시설공급이국민들의임신관련의사결정에상당한영향을미 치는것으로나타나므로시군구수준에서유치원및어린이집공급현황을고려하 여보육시설을지속적으로확충할필요성이있다. 보육시설은영유아가거의매일 이용하는바지리적근접성이중요하므로, 28) 시군구수준에서보육시설이부족한지 방자치단체를중심으로국민들이보육시설확대를체감할수있도록보육시설을공 급하면보육시설확충이국민들의임신관련의사결정에긍정적인영향을미칠수 있을것으로보인다. 만 3~5 세유아의경우어린이집과유치원모두 누리과정 이 실시되고양기관모두지향점이유사하므로보육시설확충방안마련시시군구별 만 0~2 세아동과만 3~5 세아동인구현황및어린이집 유치원공급현황을종합 적으로고려할필요성이있다. 본연구에서사용된자료는 2008 년신생아를출생한가구를설문대상으로하 고있다. 따라서자료의한계상보육시설공급과첫째아임신결정의관계에대하여 는분석하지못하였다. 둘째아이상임신결정과마찬가지로보육시설공급과첫째 아임신결정이밀접한관련이있을것으로예상되므로향후추가적인분석이필요 할것으로보인다. 28) 어린이집과유치원은취학전영유아가평일중거의매일이용하는기관으로무엇보다지리적근접성이중요한선택요인이며, 대부분등하원시간 20 분이내의기관을이용하고있다 ( 육아정책연구소, 어린이집과유치원, 지역별불균형해소해야, 육아정책 Brief 2015). 76 III. 저출산과사회 경제적요인

100 저출산의경제적영향 본연구는출산율하락에따른향후 40년간인구구조변화가가져오게될거시경제적파급효과의예측을목적으로한다. 우리나라는 OECD 국가중가장낮은출산율을가장오랜기간유지하고있으며, 이와같은저출산추세는중장기적으로우리나라경제에상당한영향을줄것으로예상할수있다. 특히지난 2017년의합계출산율은 1.05명으로역대최저를기록함에따라이와같은저출산현상이지속될경우경제에미치는파급효과를예상하고, 저출산의부정적인효과를피할수있는방안을모색하는것은시급한과제가되었다. 출산율하락의파급효과는부분균형적접근법과일반균형적접근법을이용할수있다. 대표적인부분균형접근법은 Solow 모형에기초한성장회계모형을이용한성장률전망이다. 성장회계는시점별노동과자본공급량을이용하여경제성장률을전망하므로, 자본공급량과총요소생산성을일정하게유지한상태에서인구구조변화에따른경제성장률전망에유용하게활용된다. 반면일반균형적접근법은인구구조변화에따른경제각부문의상호작용을고려하여그파급효과를분석하는데유용하다. 출산율하락에따라인구구조가바뀌게되면장래의노동공급과노동소득, 민간소비가변화하며, 이에따라투자와생산활동이영향을받아국내총생산이영향을받는거시경제적파급효과분석이가능하다. 29) Ⅳ장의 1절에서는출산율하락의거시경제적파급효과를일반균형적접근법으로분석하고 2절에서는성장회계모형을이용하여인구변화에따른경제성장의기여도를추정해보고노동력증대방안별경제성장률제고효과를살펴보고자한다. 29) 일반균형모형은소비자의선호와생산기술에대한함수및파라미터값들을외생적으로가정한다음경제주체의활동과전체경제의총생산량변화즉국민소득의변화를추정할수있다. 단, 일반균형적접근법은경제주체가완전히합리적이며시장은항상균형을달성한다고가정하며, 경제구조를나타내는파라미터값에대한가정에따라결과가달라질수있다는단점이있다. 1. 출산율하락의거시경제적파급효과 77

101 1. 출산율하락의거시경제적파급효과 30) 가. 중첩세대모형 본연구는 Auerbach-Kotlikoff(1987) 에기초한중첩세대모형 (OLG: Overlapping Generation Model) 을이용하였다. 중첩세대모형은서로중첩되어있는가계, 생산, 정부부문으로구성된일반균형모형으로, 인구구조변화가생산과소비에미치는영향, 세대간소득재분배효과등세대간연계가중요한정책의경제적파급효과를분석하는데적합한모형이다. 중첩세대모형은생산부문의영의이윤 (zero profit), 시장청산 (market clearance), 소득균형 (income balance) 의세가지조건을충족하는해를구하는일반균형모형 (CGE) 을기반으로하되, 경제주체가세대별로구분된다는점에서차별화된다. 본연구에서사용하는모형은경제내에서로다른세대가존재하며매기간 (5년) 새로운세대가유입되며, 각세대는 21세에경제활동인구로편입되어 85세까지생존한다고가정한다. 또한각세대는앞으로남은일생동안최적의소비와저축을결정하고그에따른노동공급을결정한다. 개별세대의선택이모두더해져서경제전체의자본과노동공급이결정되며, 기업의생산부문은완전히경쟁적이라고가정하여이자율과임금률은각각자본과노동의한계생산성과같아지도록결정된다. 본모형에서는노동패널의세대별소득을이용하여세대별생산성을추정함으로써세대별경제행위에대한현실설명력을제고하고자하였다. 중첩세대모형은경제주체들의행동결정에영향을미치는여러가지파라미터값을외생적으로가정한후경제의일반균형을구하는모형으로, 경제구조를나타내는파라미터값에따라경제주체의최적화행동의형태가민감하게반응할수있다는일반균형모형의약점을가지고있다. 그러나현재의경제구조를바탕으로연령대별인구구조변화가거시경제에미치는영향을직접적으로분석할수있는수단을제공하는모형이라는장점이있으며, 정책의효과가여러세대에걸쳐발생하는효과를분석하는경우신뢰할수있는모형으로알려져있다 (Miles, 1999). 30) 본연구는국회예산정책처에서발간한 산업동향 & 이슈 2018 년 3 월호 ( 통권제 6 호 ) 에수록된 출산율하락의경제적영향분석 을수정 보완한것이다. 78 IV. 저출산의경제적영향

102 나. 출산율하락에따른인구구조변화시나리오통계청은 5년마다향후 50년의우리나라인구전망을발표하고있다. 통계청의가장최근인구전망은 2016년실시되었는데, 기준시나리오상 2032년부터총인구가감소할것으로전망하였다. 통계청의인구전망은출생률과사망률, 국제이동의수준을각각고위, 중위, 저위의세수준으로가정하며기준시나리오는모든가정이중위인경우를의미한다. 따라서출생률전망치를저위로낮추면총인구감소시점은앞당겨지고향후인구전망치도낮아진다. 통계청기준시나리오의출산율가정은 2017년에 1.20명이며 2030년 1.32명, 2040년이후 1.38명이다. 기준시나리오에서출산율가정만저위로변경한출산율저위시나리오에서출산율가정은 2017년 1.14명 2030년 1.07명 2040년 1.12명이다. 출산율저위시나리오에서는총인구감소시점이기준시나리오보다 4년앞당겨진 2028년이된다. 기준시나리오에서출산율가정만고위로변경한출산율고위시나리오에서출산율가정은 2017년 1.27명 2030년 1.57명 2040년 1.64명이며, 총인구감소시점은기준시나리오보다 3년늦은 2035년이다. [ 표 47] 통계청인구전망시나리오별출산율가정 ( 단위 : 15~49세여성 1명당출생아수 ) 기준 출산율저위 (2060 년 1.12) 시나리오 출산율고위 (2060 년 1.64) 시나리오 실적치 자료 : 통계청 그런데 2017 년출산율실적은 1.05 명으로출산율저위시나리오의출산율전 망보다낮았다 년상반기출생아수가전년동기대비 8.8% 감소한것으로나 타나올해출산율도지난해출산율을넘어서기어려운것으로나타났다. 31) 따라서 합계출산율 1.05 명이지속된다는시나리오를검토해볼필요가있다. 31) 통계청의 2018 년 6 월인구동향보도자료에따르면금년 1 분기의합계출산율은 1.07 명, 2 분기는 0.97 명이다. 1. 출산율하락의거시경제적파급효과 79

103 경제활동에유의미한영향을주는 20세이상인구는 4,456만명이며 2060년에는 3,944만명이된다. 출산율변화는 20년이후에 20세이상인구수에영향을주기때문에 2035년까지는모든시나리오의 20세이상인구수가동일하다. 2060년에는기준시나리오의 20세이상인구수는 3% 만줄어드는데비해출산율저위시나리오에서는 7%, 출산율 1.05 시나리오에서는 8% 가줄어들며, 출산율고위시나리오에서는 20세이상인구수가 2015년수준을유지한다. [ 표 48] 출산율시나리오에따른총인구의변화 ( 단위 : 만명, 명, %) 시나리오 2015(A) (B) 감소율 (A-B)/A 총인구 5,101 5,198 5,294 5,220 4,943 4,525 11% 기준 20 세미만인구 1, % 20 세이상인구 4,076 4,291 4,456 4,454 4,281 3,944 3% 합계출산율가정 출산율저위 (2060년 1.12) 시나리오출산율 1.05 시나리오출산율고위 (2060년 1.64) 시나리오 총인구 5,101 5,186 5,221 5,085 4,751 4,260 16% 20세미만인구 1, % 20세이상인구 4,076 4,291 4,456 4,443 4,210 3,811 7% 합계출산율가정 총인구 5,101 5,177 5,201 5,039 4,683 4,168 18% 20세미만인구 1, % 20세이상인구 4,076 4,291 4,456 4,434 4,190 3,766 8% 합계출산율가정 총인구 5,101 5,209 5,369 5,354 5,138 4,806 6% 20세미만인구 1, % 20세이상인구 4,076 4,291 4,456 4,465 4,354 4,076 0% 합계출산율가정 자료 : 통계청자료를바탕으로국회예산정책처작성 80 IV. 저출산의경제적영향

104 [ 그림 20] 출산율시나리오에따른총인구와 20 세이상인구의변화 총인구 20 세이상인구 ( 단위 : 만명 ) 출산율고위 (2060 년 1.64) 시나리오 기준출산율 (2060 년 1.38) 시나리오 출산율저위 (2060 년 1.12) 시나리오 출산율 1.05 시나리오 자료 : 통계청 다. 출산율하락에따른거시경제적파급효과출산율감소에따른경제적영향은통계청의기준시나리오대비출산율저위시나리오와출산율 1.05 시나리오의결과의차이로비교한다. 통계청의인구구조전망과중첩세대일반균형모형을이용하여 2060년까지의경제변수의변화를분석한결과저출산이국내총생산에미치는영향은시차를두고발생하여 2045년이후점진적으로확대되는것으로나타났다. 2060년까지의주요경제활동에미치는차이를중심으로분석한결과, 합계출산율이 1.38명까지높아지는기준시나리오대비출산율이 1.12명으로유지되는출산율저위시나리오의국내총생산은 2030년에 0.2% 가하락하며, 2060년에는 3.3% 하락하는것으로나타났다. 장래출산율이 2017년합계출산율 1.05명으로유지되는시나리오에서는 2030년과 2060년의국내총생산이기준시나리오대비각각 0.4% 와 5.0% 까지하락할것으로예상된다. 경제활동인구가 2035년이후감소함에도불구하고그전에 GDP 감소가발생하는이유는중첩세대모형이생애주기가설을이용하며개별세대의소비는전생애의효용을극대화하도록변화하기때문이다. 1. 출산율하락의거시경제적파급효과 81

105 [ 그림 21] 출산율변화에따른국내총생산변화율 ( 기준시나리오대비 ) ( 단위 : %) 생애주기가설 (Life Cycle Hypothesis) 32) 은현재소비가현재소득뿐아니라평생소득에달려있다고가정하고있다. 따라서인구구조변화로인하여향후소득이줄어들것을예상하면실제로소득이줄어드는시점에앞서서소비를줄이게되고, 그에따라국내총생산이감소한다. 두시나리오의결과를비교하면저출산현상을경계해야하는이유가명확해진다. 출산율하락은현재발생하지만경제활동에참여하는인구의변화는 20년후에발생하며, 그로인한경제적파급효과는초기에는미미하지만부정적효과가누적됨에따라인구감소율보다 GDP 감소율이높아진다. 이는저출산의파급효과가경제에미치는영향이중장기적으로발생하는것처럼, 이를되돌리는데에도상당한시간이필요할수있다는것을시사한다. 반면, 출산율이높아질경우국내총생산은기준시나리오대비 2030년에는 0.3%, 2060년에는 5.2% 증가할수있다. 출산율고위시나리오의결과는향후출산율이증가하는경우 저출산의덫 을벗어나경제성장률이높아질수있음을시사한다. 32) Modigliani, Franco, Life-cycle, individual thrift, and the wealth of nations, American Economic Review, 76(3), 1976, 82 IV. 저출산의경제적영향

106 출산율저위 1.05 시나리오출산율고위 [ 표 49] 시나리오별인구변화와 GDP 변화의비교 ( 기준시나리오대비 ) ( 단위 : %) 세이상인구변화 GDP 변화 세이상인구변화 GDP 변화 세이상인구변화 GDP 변화 출산율저위시나리오하에서는투자도기준시나리오대비하락하는것으로나타났다. 기준시나리오대비출산율저위시나리오의투자량은 2060년에 4.1% 감소할전망이다. 노동이감소하면자본비중이높아져자본의한계생산성이낮아지므로투자감소가크게나타나는것으로예상된다. [ 그림 22] 출산율하락에따른투자의변화 ( 기준시나리오대비 ) ( 단위 : %) 출산율하락으로인한생산가능인구감소및고령화는노동소득과자본소득을모두감소시킬전망이다. 기준시나리오대비출산율저위시나리오의노동소득은 2060년에 7.7% 감소하며, 자본소득은 3.4% 감소하는것으로나타났다. 출산율 1.05 시나리오에서노동소득은 2060년에 10.5% 가감소하고, 자본소득은 4.9% 감소하여 1. 출산율하락의거시경제적파급효과 83

107 감소폭이확대될전망이다. 이는노동시장에참여하는인구가감소하므로노동소득 이직접적으로감소하고, 인구구조고령화로인해저축률이낮아져자본축적이줄 어들어자본소득감소에영향을미치기때문인것으로보인다. [ 그림 23] 출산율하락에따른노동소득의변화 ( 기준시나리오대비 ) ( 단위 : %) [ 그림 24] 출산율하락에따른자본소득의변화 ( 기준시나리오대비 ) 84 IV. 저출산의경제적영향

108 출산율하락에따라생산량이감소하여해외로수출하는양도점진적으로감소할것으로예상된다. 기준시나리오대비출산율저위시나리오에서는수출량이 2030년 0.6%, 2060년 3.6% 가감소하며, 출산율 1.05 시나리오에서는 2030년 1.1%, 2060년에는 4.9% 가감소할전망이다. [ 그림 25] 출산율하락에따른수출의변화 ( 기준시나리오대비 ) ( 단위 : %) 저출산으로인구가감소하게되면 GDP 대비국가채무비율도영향을받는다. 33) 국가채무가일정하더라도 GDP 총량이줄어들경우그비율이높아지기때문이다. 과도한수준의국가채무는재정당국이나민간경제주체들의형태변화를통해경제성장에부정적인영향을미칠수있다. 국가채무규모가증가하는경우금리상승에따른민간투자저하로자본축적이상대적으로감소하게되거나, 국가채무상환을위한세율인상이민간부문의저축률을하락시키거나조세부담증가에따라자본이국외로유출될경우부정적인영향이더커질수있기때문이다. 또한, 정부가국가채무증가로인한원리금상환부담증가에대응하여재정지출규모를축소해야할때, 사회간접자본투자와같은생산적지출을집중적으로삭감할경우 33) 국가채무는국가가직접적으로갚을의무가있는확정채무를의미하며, 국제통화기금 (IMF) 의기준에따르면 정부가민간또는해외투자자에게빌린돈의원금또는원리금을직접적으로상환할의무를지고있는확정채무 를의미한다. 1. 출산율하락의거시경제적파급효과 85

109 경제성장에미치는부정적영향이증가할수있다. 국가채무의증가가정부의정책실패에따른경제침체를해결하기위한단기적경기부양이나소비적지출에집중될경우, 국가채무의증가는미래경제성장률하락의요인이될수있다. 특히저출산에따라세금을부담해야할세대가줄어들경우국가채무의경제에미치는부정적영향은보다커지게된다. 34) 2015년우리나라의국가채무는 592조원으로 GDP 대비국가채무비율은 37.8% 였으며기준시나리오상으로국가채무는꾸준히증가하는것으로전망되고있다. 그런데출산율하락에따른인구요인을추가로고려하는경우 GDP 대비국가채무비율은더높아지는것으로나타났다. 출산율저위시나리오에서 2060년 GDP 대비국가채무비율은기준시나리오보다 5.4%p가높으며, 출산율 1.05 시나리오에서는이보다높은 7.8%p가상승한다. [ 그림 26] 출산율하락에따른 GDP 대비국가채무비율의변화 ( 기준시나리오대비 ) ( 단위 : %p) 라. 정책적시사점 우리나라는 OECD 국가중가장오랜기간초저출산국 35) 에서벗어나지못하고있 다. 오스트리아인구학자루츠 (Lutz) 는동아시아국가의낮은출산율에대하여 15~49 34) 나성린, 박기백, 박형수, 우리나라국가부채의지속가능성, 한국조세연구원, ) OECD 는합계출산율 1.3 명미만인국가를초저출산국으로분류한다. 86 IV. 저출산의경제적영향

110 세여성이줄고, 결혼한부부가원하는자녀수가감소하며, 젊은층의장래기대소득이소비수준을따라오지못하면서인구적측면, 사회적측면, 경제적측면이복합적으로작용하여출산율이오르지못하는경향을 저출산의덫 으로표현하였다. 엄동욱 (2009) 과유계욱 (2013) 도우리나라의출산율회복이쉽지않음을밝힌바있다. 2015년통계청에서발표한기준시나리오상으로 2040년에합계출산율이 1.38명까지회복된다고하더라도 2060년의총인구는 2015년대비 11% 가줄어들며 20세미만인구는 43% 가줄어든다. 그런데최근의출산율은통계청의출산율저위시나리오보다도낮아진상황이다. 이에본연구에서인구구조변화에따른국내총생산의변화를분석한결과, 출산율하락에따른인구감소보다 GDP 감소폭이더크며, 인구감소가실현되기도전에부정적인경제적효과가시장에반영되는것으로예상하였다. 출산율 1.05 시나리오에서 20세이상인구수는 2035년까지기준시나리오와동일하지만 GDP는향후인구감소에반응하여 0.6% 가감소한다. 2060년에는 20세이상인구수가 4.5% 가감소하지만, GDP는 5.0% 가줄어드는것으로나타났다. 이와같이경제활동인구가급격히감소할경우, 국내총생산, 노동소득, 자본소득, 투자, 수출, 고용등의주요경제변수가모두감소하며실물경제에대한비관적전망으로출산율저하가심화되는악순환이발생할수있다. 이와같은악순환고리가발생하지않도록인구구조변화에대한대응은현시점에서이루어져야한다. OECD 국가대부분이현재인구유지를위한대체출산율 2.1명보다낮은합계출산율을기록하고있으므로저출산은우리나라만의고유한문제는아니다. 그러나우리나라는초저출산국에가장오랜기간머물러있으며아직까지출산율이하락하고있다는점에서출산율회복사례를검토할필요가있다. 스웨덴은여성의경제활동참여율이높으면서 36) 출산율도 2017년에 1.88명으로상대적으로높다. 이러한결과는고용과보육환경, 사회보장법과일련의정책등제도적요인과여성의역할에대한사회적관점의변화를유도한사회문화적요인에따른것으로평가되고있다. 37) 우리나라도저출산극복을위해여성의경제활동참여확대, 노동생산성향상, 인적자본축적등을목표로재정지원및제도적개선방안을다양하게고려할필요가있다. 36) 2015 년기준스웨덴성인 (20-64 세 ) 여성의경제활동참가율은 78% 이다. 37) 장선화, 일 - 가정균형정책과지속가능한발전 : 스웨덴사례를중심으로, 유럽연구 36 권 2 호, 출산율하락의거시경제적파급효과 87

111 < 연산가능중첩세대모형의구조 > 본보고서에서인구구조변화에따른경제성장, 재정건전성, 소득재분배등에미치는영향을분석하기위해중첩세대일반균형모형을이용하였다. Auerbach and Kotlikoff(1987) 모형에기초하여콥-더글라스 (Cobb-Douglas) 생산기술을가진대표적기업과연령이다른가구, 정부로구성된개방형경제를가정하였고, 인구구조변화에따라경제각부문이서로상호작용을하여노동공급과생산, 소비등경제전반에미치는중장기영향을분석하였다. 모형에서매기에 5세연령집단 (cohort) 으로구분되는세대가공존하며, 한세대는 20세부터 84세까지 5년단위로 65년동안경제활동에참여하는것으로가정한다. 따라서초기연도인 2015년에경제활동에진입한세대를 0으로명명하고, 5년전에경제활동에진입한세대를 5로명명하면 2015년에는 (0,-5,...-65) 의세대가공존하며, 2020년에는새로이진입하는세대를 5로명명하면 (5,0,-5,-10,...-60) 의세대가공존한다. 모형의분석기간은 2015년부터 2060년으로하였다. 모형의주요파라미터는기존연구에서보편적으로적용하는수치를활용하였다. 소비자선호와관련해서노동과여가의대체탄력성은 0.8로설정하며, 시점간대체탄력성은 0.25, 소비비중파라미터 0.4, 연간이자율 4%, 감가상각률 6% 등을적용하였다. 또한노동생산성은노동패널 (18차) 의연령별노동소득에기초하였다. 인구전망에있어서본모형은통계청의중위추계인구구조전망을반영하여출산율변화에따른인구구조변화의경제적영향분석에중점을두었다. 생존률을이용하여인구구조변화를모형에반영하는기존연구도있으나, 이경우통계청의인구구조전망과차이가발생한다는한계가있다. 본연구에서는통계청의 장래인구추계 를이용하여연도별연령별인구구조를정확히반영하는데의의를두고있다. 또한경제성장률, 노동및자본, 국가채무등모형이추정하는기준시나리오가국회예산정책처 (2016) 의장기전망과일치하도록정교한보정 (calibration) 과정을수행함으로써분석결과의신뢰도를높이고자하였다. 각경제주체의의사결정에대하여살펴보면, 가계부문에서매기간각세대의소비자는소비와여가의선택을통해생애효용을극대화하며, 20세에경제활동을시작하고 84세까지경제활동을유지하는동일한생애주기를가지는것으로가정한다. 개별가구의목적은소비와여가의선택을통해일생동안의효용을 88 IV. 저출산의경제적영향

112 극대화하며, 가구의노동공급과기업의노동수요가일치하고가계의저축과기업의 자본에대한수요가같아지는수준에서시장임금이결정된다. max s.t. - : 시점간대체탄력성 (intertemporal elasticity of substitution) - : 시간할인율, : 소비 ( ) 와여가 ( ) 로구성된소비복합재화 - : 소비와여가의대체탄력성, : 연령별노동생산성 - : 소비재가격, : 노동임금, : 정부의가계이전소득가격 - : i 세대에게이전된소득, : 세대에게할당된시간, : 세대의부과된직접세 생산부문에서기업은완전경쟁하에서이윤극대화를추구하는과정에서자본과노동에대한수요를결정하며재화의판매수익은생산요소에완전히배분한다. - : 총생산, : 노동 ( ) 과자본 ( ) 의복합재화 - : 생산을위해중간재화로사용된아밍톤복합재화 - : 복합재화의비중, : 와 의대체탄력성 정부부문에서정부는세금을부과하여세수입을얻고, 정부지출과가계이전 으로사용하는것으로설정하였다. - : 자본소득, : 근로소득, : 민간소비 : 정부소비, : 가계이전, : 재정적자, - : 소비세, : 자본소득세, : 근로소득세 1. 출산율하락의거시경제적파급효과 89

113 2. 인구의성장기여도와노동인구증대방안의효과 38) 2017년도출생아수는 35만 7,700명으로 40만명선아래로내려갔으며, 올해는 30만명미만이될것이라는예상이나오고있다. 이러한저출산은경제전체의노동공급을양적, 질적으로변화시키는동시에경제전반의소비, 투자등의수요측면에서도큰영향을미치게된다. 저출산이경제에어떤경로를통해어느정도영향을미칠지를추론하는것은매우어렵다. 인구구조변화에따라경제주체들의행태, 사회적제도나규범등이달라지게마련인데이에대한예측이어렵고불확실하기때문이다. 앞절에서경제주체의행태변화를고려하여거시경제변수의변화를살펴본결과, GDP, 투자, 노동소득및자본소득이감소하는것으로나타났다. 본절에서는경제주체들의행태변화가현재와같다는가정하에성장회계모형을바탕으로통계청의인구추계를이용하여인구의경제성장기여도를추정해보고, 노동력증대방안별로시나리오를구성하여경제성장률제고효과를비교해본다. 가. 저출산에따른인구구조변화통계청의장래인구추계 39) 자료에따르면우리나라의총인구는 2031년 5,296만명을고점으로 2032년부터감소하여 2060년에는 4,302만명수준으로전망된다. 반면생산및소비의핵심연령층인 15~64세의생산가능인구는 2016년 3,763만명 ( 총인구의 73.4%) 을고점으로 2017년부터감소하여 2060년에는 2,244만명 ( 총인구의 49.6%) 이되어총인구보다더급격한감소세를보일것으로전망된다. 이러한인구감소세는급격한출생아수감소로젊은층의인구가빠르게줄어들기때문에나타나고있다. 이러한현상은저출산과높은사망률, 젊은층인력의해외유출을경험했던동유럽국가들과우리나라외에는찾아보기어렵다. 이근태 이지선 (2017) 은우리나라에서고령화진행속도에비해생산가능인구감소가훨씬빠르게이루어지기때문에선진국에서발생하는고령화의문제점들이훨씬높은강도로발생하게될것이 38) 본연구는국회예산정책처에서발간한 산업동향 & 이슈 2017 년 10 월호 ( 통권제 1 호 ) 의 생산가능인구변화가경제성장에미치는영향분석 을바탕으로수정 보완한것이다. 39) 장래인구추계는 5 년주기로작성되며, 현재장래인구추계는 2015 년인구주택총조사결과를기초로, 인구동태 ( 출생, 사망 ) 와국제인구이동통계를활용, 코호트요인법 (Cohort components method) 에의해 2065 년까지향후 50 년간의인구규모및성 연령별구조를추계한다. 90 IV. 저출산의경제적영향

114 며, 이에적응할시간적여유도적다는것을지적했다. 또한향후 10년간 OECD 선진국에서 20대인구가감소하는대신 30~40대인구는늘어나면서장년층이청년층을대체할여지가있는반면, 우리나라는 20~40대생산주력층인구가모두감소하고있어청년노동력을고령층이대체해야하는상황으로노동력부족문제가심해질것이라예측하였다. 40) [ 그림 27] 우리나라인구추이및전망 (1965~2060 년 ) 주 : 1965 년 ~2015 년은확정인구이며, 2016 년부터추계인구임자료 : 통계청인구동향조사및장래인구추계자료를바탕으로국회예산정책처작성 나. 경제성장의노동기여도분해우리나라의경제성장에서노동의기여분을전망하고노동인구증대방안의효과를분석하기위해성장회계 (growth accounting) 를이용한다. 성장회계는한나라의총산출량성장률을생산요소들 ( 자본과노동 ) 의성장기여분으로분해하고, 설명되지않는부분을생산성 (productivity) 이라고간주하여이들의경제성장에대한기여도를설명하는데많이이용되고있다. 41) 한국가의산출량 ( ) 은다음과같은콥-더글라스 (Cobb-Douglas) 생산함수형태로가정한다. ( 식 1 ) 40) 이근태 이지선, 생산가능인구감소시대의경제성장과노동시장, LG 경제연구원, ) 이준상, 일반균형모형을이용한한국경제의성장분석 : , KDI, 인구의성장기여도와노동인구증대방안의효과 91

115 여기서 는국내총생산, 는총요소생산성, 는자본투입, 는노동투입을나타내며, 규모의수익불변 (CRS: Constant Return to Scale) 생산함수가정시 는자본소득분배율, 는노동소득분배율을의미한다. 식 (1) 을로그변환한후시간에대해미분하면다음과같은식을도출할수있다. ( 식 2 ) 여기서 은 변수의증가율을의미한다. 식 (2) 를통해경제성장률 ( ) 은자본 투입의성장기여도 ( ) 와노동투입의성장기여도 ( ), 총요소생산성 ( ) 의성장기여도로분해될수있다. 일반적으로총요소생산성은실제경제성장률에서자본과노동의성장기여도를제외한잔차항 (Solow residual) 으로구하며, 자본과노동에의한경제성장기여도를제외한나머지부분이기때문에기술발전의외부효과, 노동과자본이라는두생산요소의사회적결합효율성의변화, 불완전경쟁에따른경제효과등이포함될수있다. 성장회계는총요소생산성에대한해석, 생산요소및생산함수의선택등에서비판을받아이를수정한모형들이제시되고있지만여전히경제성장을이해하는중요한기본분석틀로서국내외연구에서유용하게이용되고있다. 42) [ 그림 28] 우리나라의실질 GDP 와자본스톡 주 : 실선은 1970~2017 년실적치이며, 점선은 2018~2060 년전망치임자료 : 한국은행, 국회예산정책처 42) 김주영, 글로벌금융위기전후한국경제의생산요소별성장기여도비교 -OECD 의성장회계분석결과가주는함의를중심으로 -, 산업경제연구원, IV. 저출산의경제적영향

116 우리나라경제성장률을노동, 자본, 총요소생산성의기여도로분해하기위해사용한데이터는다음과같다. 2011~2017년기간동안의경제성장률은한국은행국민계정의실질GDP증가율, 노동투입량은통계청경제활동인구조사의취업자수, 자본투입량은한국은행국민대차대조표의생산자본스톡시계열자료를사용하였다. 2018~2060년의실질 GDP증가율및자본스톡전망치는국회예산정책처의 2016~2060년장기재정전망 수치를사용하였으며, 취업자수는통계청장래인구추계자료를이용하여 15~64세생산가능인구의약 70% 가취업자로유지될것이라가정하였다. 43) 마지막으로자본소득분배율은 0.3, 노동소득분배율은 0.7로고정된것으로가정하였다. 44) [ 그림 29] 우리나라의총인구, 생산가능인구, 취업자수 주 : 실선은 1970~2015 년실적치이며, 점선은 2017~2060 년전망치임자료 : 통계청장래인구추계, 경제활동인구조사 43) 우리나라의취업자수추이를보면, 1970 년대생산가능인구의약 55% 였으나, 그비율이점차증가하여 2014 년이후약 70% 를유지하고있는것으로나타났다. 44) 노동소득분배율은국민소득가운데노동이차지하는몫으로, 나머지는자본소득분배율이된다. 자영업자의소득은노동소득과자본소득이혼재되어있어이를어떻게반영하느냐에따라노동소득분배율의차이가나게되는데, 한국은행은피용자보수만을노동소득으로간주하여노동소득분배율이낮게추정된다. 반면 OECD 는자영업자의노동소득이임금근로자평균임금과동일하다고가정하고있어노동소득분배율이높게추정된다. 우리나라는자영업비중이높고자영업의평균소득이근로소득자에비해낮은상태이므로이에대한고려가필요하다는주장이존재한다 ( 김배근, 2013; 주상영 전수민, 2014; 이병희, 2015 등 ). 노동소득분배율에따라성장요소별기여도가결정되므로이를고려하는것이중요할수있으나, 인구에따른기여도의변화를살펴보기위해본고에서는이종화 송철종 (2005) 의우리나라의노동소득분배율추정치 (65~70%) 를바탕으로노동소득분배율을 70% 로고정하여분석하였다. 2. 인구의성장기여도와노동인구증대방안의효과 93

117 성장회계방식에따라우리나라의경제성장률및성장기여도를분해한결과경제성장률은 2020년대 2.72% 2030년대 2.03%, 2040년대부터는 2% 미만으로하락하는것으로나타났다. 노동과자본의성장기여도가모두하락하는추세이고, 2020년대부터노동공급감소가경제성장률에부정적인요인으로작용하는것으로나타났다. 이는저출산에따른인구감소가경제성장력을저해하는요인으로작용하는것을의미하므로이에대한적극적개선노력이필요하다. [ 표 50] 우리나라의경제성장률및성장기여도 ( 단위 : %, %p) 실질GDP 노동 자본 총요소생산성 2011~ ~ ~ ~ ~ 주 : 1) 실질GDP증가율은 10년기간의단순평균이므로, 로그차분으로측정된요인별기여도의합과 차이가날수있음 2) 2017년까지결과는실적치에기반한성장회계결과이며, 이후기간은 2016~2060년 NABO 장기재정전망 의전망수치를이용 다. 노동인구증대방안의경제성장률제고효과인구감소가경제성장률을하락시키는부정적인영향을최소화하기위해실현가능한방안으로고령인구의노동참여증가, 여성의고용률제고, 해외인구유입등이고려될수있다. 이러한방안들의효과를살펴보기위해 1 고령인구의노동참여 2 여성의고용률 3 해외인구유입등이증가할경우경제성장률제고효과를성장회계분석을통해추정하고기본모형과비교해보기로한다. (1) 정년연장을통한고령인구의노동참여확대우리나라전체취업자중에서 60세이상고령인구의비중은 1970년 4.6% 에서 2017 년에는 15.3% 로증가하였다. 이는소득수준이높아지고의료기술이발달함에따라기대여명이늘고과거에비해고령자의체력적조건이향상되면서나타나는현상으로보인다. 94 IV. 저출산의경제적영향

118 보건사회연구원 (2009) 45) 의연구에따르면우리나라 65세이상노인중에서협의의생산활동 46) 에참여하는노인의비중은 41.0% 로노르웨이 (7.9%), 독일 (5.2%), 영국 (3.9%) 보다높은것으로나타났다. 이는상대적으로노후소득보장체계의구축이미흡하여경제적요인에따른노동참여가계속되고있는데기인하며, 정년이연장되는경우노인의경제활동참여가증가할것이다. 정년연장을통한고령인구의노동참여증가효과를살펴보기위해, 보건사회연구원 (2009) 의연구결과를참고하여 65~69세인구의 40% 가노동참여를한다고가정하여경제성장에미치는영향을분석하였다. 그결과인구감소가경제성장률에미치는부정적인영향을감소시켜, 2011~2020년경제성장률은 2.98% 에서 3.24% 까지 0.26%p 제고될수있는것으로나타났다. 이후에도경제성장률제고효과는 2021~2030년 0.19%p, 2031~2040년 0.09%p 등으로나타났다. [ 그림 30] 고령인구노동참여증가시경제성장률제고효과 주 : [ 표 51] 의기본모형에서 65~69 세인구의 40% 를취업자로가정하여추가함 주요선진국에서는근로자의정년을연장하거나폐지함으로써인구고령화에 대응하고있다. 독일, 스페인등유럽국가들은정년을 65 세에서 67 세로상향조정 하는추세이며, 일본의경우근로자와회사의개별적고용관계를규율하는노무제 도전반에관한법률인 고용관계법 을개정하여 2013 년부터는 65 세정년제도 45) 정경희 이윤경 윤지은, 노인의생산활동실태및경제적가치평가, 보건사회연구원, ) 노동시장참여의경제활동을협의의생산활동으로, 가사노동, 가족보살피기, 자원봉사등을포함하여광의의생산활동으로정의하였다. 2. 인구의성장기여도와노동인구증대방안의효과 95

119 를시행하였다. 47) 더불어일본정부는 국가공무원법 을개정하여공무원정년을 현재 60 세에서 65 세로단계적으로연장하는방안을검토중에있다. 48) [ 표 51] 주요국의정년연장사례 국가 변경전 변경후 도입시기 독일 65세 67세 2012~2029년 스페인 65세 67세 2013~2027년 일본 60세 65세 2006~2013년 영국 65세 폐지 2011년 미국 70세 폐지 1986년 자료 : 한국은행, 국제경제리뷰 ( ) 우리나라는 2013년 5월 고용상연령차별금지및고령자고용촉진에관한법률 을개정하여기존에권고조항으로되어있는근로자의정년을 2016년부터 60세이상으로의무화하였다. 이러한제도적변화에도불구하고고용보호수준이낮아해고가용이할경우정책의효과가크지않을가능성도존재하나, 주요국의사례분석을통한연구들은정년연장이실제고령층의노동공급을증가시키는데효과가있음을보여주고있다. 오스트리아정부는 2000년및 2003년연금개혁으로고령층의고용장려를위해연금조기수령연령 (early retirement age) 이정년연령 ( 남성 65세, 여성 60세 ) 과일치되도록점진적으로상향조정하였다. Staubli and Zweimüller(2013) 에따르면, 오스트리아의연금조기수령연령이남성은 60세에서 62세로, 여성은 55세에서 58세로상향조정되었을때, 영향을받는연령대남성은 9.75%p, 여성은 11%p 고용이증가하였으며, 연금조기수령연령이 1년증가할경우남성의경우정부지출이 1억 1,000 만유로, 여성의경우 1억 2,200만유로감소하였다. 47) 한국은행, 정년연장이노동시장에미치는영향과관련된주요국사례, 국제경제리뷰, ) 한국은행, 일본공무원 65 세까지정년연장검토, 해외경제포커스, IV. 저출산의경제적영향

120 스위스정부는 1997년부터여성의연금개시연령 (full retirement age) 을 2단계에걸쳐 62세에서 64세로연장하였는데, 여성의경제활동참가율이 2000년 34% 에서 2014년 52% 로상승한것이고령층여성의노동시장참여확대의영향인것으로평가하였다. Lalive and Staubli(2014) 는 RDD(regression discontinuity design) 모형으로스위스의연금개시연령연장의효과를분석하여여성고령층이노동시장에서이탈하는연령대가늦춰졌으며, 연금을신청하는연령도높아졌음을보였다. 여성의정년이 62세에서 64세로점진적으로연장됨에따라 63세와 64세연령대의고용이각각 30% 정도늘어났으며, 이에따라연금을신청하는연령도 0.5~0.6세정도미루어진것으로추정하였다. Martins et al.(2009) 은 1993년포르투갈에시행된여성정년연장에따른여성의노동시장참여의효과를분석하였다. 포르투갈은정년연장에따른부작용을최소화하기위해 1994년부터 1999년까지점진적으로여성의정년을늘려 62세에서 65세로연장하였다. 이러한여성의정년연장정책의효과를 Logit 모형을통해분석한결과해당정책이고령층의고용을증가시키고경제활동참가율도높이는것으로추정하였다. 해외사례에서정년이연장되는경우고령층근로자들이은퇴를미루고노동시장에잔류함에따라고령연령층의노동공급이실제증가하는것으로나타났다. 해외사례를바탕으로생각해보면정년연장등을통해노인들의경제활동참여가확대될경우저출산 인구감소추세로발생하는경제성장률감소의부정적요인을일부상쇄시킬수있을것으로예상된다. (2) 여성고용률증가우리나라여성의고용률은 56.9% 로 OECD 국가중 5번째로낮은수준이다. 가장높은수준의아일랜드 (83.5%) 에비해 26.6%p가낮으며, 미국 (64.9%), 일본 (67.5%), 영국 (69.7%), 독일 (71.5%) 등에비해서도낮은편으로나타났다. 2. 인구의성장기여도와노동인구증대방안의효과 97

121 [ 그림 31] OECD 국가의여성고용률 (2017 년 ) 주 : 고용률은생산가능인구 (15~64 세 ) 중고용자수의비율자료 : OECD 여성의인적자원활용도가여타선진국가에비해상대적으로낮은이유는 30 대및 40대초반여성의경제활동참가율이낮기때문이다. 우리나라의연령별여성의경제활동참가율 ( 그림 32) 을살펴보면, 30대및 40대초반연령대의비율이낮게나타나는 M자형태를띠고있어육아 가사부담이원인인것으로보인다. 통계청에따르면 2016년 20~30대기혼여성 333만명가운데경력단절경험자가 117만명 (35.2%) 에달하며, 2014년육아휴직제도이용여성의 43.4% 가휴가사용 1년이내에퇴사하는것으로나타났다. 49) [ 그림 32] 연령대별경제활동참가율 자료 : 통계청, OECD 49) 통계청 2016 년지역별고용조사부가조사 및한국보건사회연구원 2016 년 결혼 출산행태변화와저출산대책의패러다임전환 보고서참조 98 IV. 저출산의경제적영향

122 여성인력활용증가를통한노동력증가가경제성장에미치는효과를분석하기위해여성의고용률이점진적으로남성고용률수준까지증가할경우를상정해보았다. 통계청경제활동인구조사에따르면 2017년남성의고용률 50) 은 71.2% 인데반해여성은 50.8% 로 20%p 이상낮은수준이다. 2060년까지남성과유사한수준의고용률을달성하기위해 2018년부터매년 0.4%p의여성고용률상승을가정할경우경제성장에미치는요인을분석해보았다. 그결과 2011~2020년동안의평균경제성장률은 2.98% 에서 3.12% 로 0.14%p 증가하는것으로나타났으며, 여성의고용이점진적으로증가함에따라경제성장에미치는효과도증가되어 2021년이후부터는경제성장률을약 0.2%p 정도증가시키는것으로나타났다. [ 그림 33] 여성의고용률증가시경제성장률제고효과 주 : [ 표 51] 의기본모형에서여성의고용률이매년 0.4%p 증가할경우의효과임 여성의출산 양육으로인한경력단절을예방하고지속적인노동시장참여가 가능하도록제도를보완하고사회적분위기를형성하는경우인구감소에따른경제 성장률감소효과가일부완화될수있을것으로예상된다. (3) 해외인력유입증가 단기간노동력을증대시키는방법중하나는해외로부터의노동인력유입을확대하 는것이다 년대초부터인구감소가시작된일본은인구감소폭이지속적으로 확대될것으로우려하였으나일본내외국인인구증가로실제감소폭은전망치를 50) 우리나라의고용률은 15 세이상인구중취업자수의비중으로 OECD 의생산가능인구 (15~64 세 ) 중취업자수로계산되는고용률과는차이가있다. 2. 인구의성장기여도와노동인구증대방안의효과 99