I. 서론 우리나라는 1960년대이후지속적인경제성장을이루었으나, 1998년외환위기이후성장세가둔화되고있다. 실질국내총생산의연평균성장률이 1971년부터 1997 년까지의기간동안에는 8.9% 였으나, 1998년부터 2013년까지의기간동안은 4.0% 를기록하였다. 실제로최근연

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1 < 노동경제학회하계대회발표 > 여성경력단절의원인분석 김정호 ( 아주대학교 ) 초록 본연구는국내노동시장의여성경력단절현황과원인을검토하고, 정책적대응방안을모색하였다. 결혼, 임신및출산, 육아의문제로직장을그만둔여성비취업자를경력단절자로정의하면, 2013년도 25-44세기혼여성 10명중 3명이경력단절자이고, 기혼여성비취업자 10명중 6명이경력단절자로분류된다. 이러한경력단절의직접적인원인은영유아양육에따르는비용이고, 이러한비용을유발시키는요소로는성별역할에대한사회적인식과장시간근로등노동시장관행, 정규직과비정규직사이의낮은이동성, 미성숙한보육시장등이있다. 자녀양육비용을낮추는방안으로보육료지원과육아휴직지원정책의효과를분석한결과, 육아휴직지원정책이보육료지원보다더효과적이었음을발견하였다. 2009년부터 2011년까지의기간동안시군구패널자료를이용하여추정한결과, 분석기간중육아휴직지원확대로인해가임기여성고용률이 0.9%p 상승한것으로해석할수있다. 한편, 동기간동안육아휴직지원이출산율에는부정적인영향을미치는것으로나타나, 현재노동자의일과가정생활의양립을뒷받침하는사회적환경이조성되지는않은것으로해석할수있다. 정책방안으로육아휴직확대를위해부의휴직할당제도입을고려할필요가있고, 중소기업에서육아휴직을자유롭게사용할수있도록지원할필요가있는것으로사료된다. 보육료지원사업이여성고용을증진시키는데에뚜렷한효과가없는것으로나타났으나, 이는보육지원자체의효과가없기때문이라기보다는지원방식이제한적이기때문인것으로판단된다. 따라서시설보육이라는한가지방식만이아니라여러양육방식을포괄적으로지원한다면여성고용에대한효과성을제고할수있을것으로보인다. 주제어 : 여성경력단절, 보육료지원, 육아휴직, 여성고용, 출산율

2 I. 서론 우리나라는 1960년대이후지속적인경제성장을이루었으나, 1998년외환위기이후성장세가둔화되고있다. 실질국내총생산의연평균성장률이 1971년부터 1997 년까지의기간동안에는 8.9% 였으나, 1998년부터 2013년까지의기간동안은 4.0% 를기록하였다. 실제로최근연구는 2000년대이후의우리나라잠재GDP성장률을 4.7%~5.0% 로추정하고있다 ( 박양수, 문소상 2005; 곽노선 2007). 1) 또한현재진행중인인구구조의급속한고령화현상은저축율및자본스톡증가율을낮추는방향으로작용하여잠재성장률에부정적인영향을미칠것으로예측되고있다 ( 문형표외, 2004). 이러한상황에서경제성장을제고하기위한전략으로여성의경제활동유도가중요하게거론되고있다. 류덕현 (2008) 은성장회계모형을이용하여 25~54세여성의고용률이 2025년이후 70.4% 로상승하는경우에비해 74.5% 로상승하는경우 2050년까지 1인당 GDP의연평균성장률이 0.04%p 더높아질것으로추정하였다. 2) Steinberg and Nakane(2012) 는일본의여성경제활동참가율이 G7( 이탈리아와일본제외 ) 국가수준에이르는경우 1인당 GDP의기본전망치 4% 높이고, 잠재GDP 성장률을 0.2%p 높이는효과를초래할것으로추정하였다. 3) 한편, Appelbaum, Boushey, Schmitt(2014) 는미국에서 1979년부터 2009년까지의기간동안여성의연간노동시간이 32.6% 증가하였고, 이러한여성노동공급의확대로인한경제적효과는 GDP의 10.6% 로 2012년화폐가치로약 1조 7천억달러에달하는것으로추산하였다. 실제로우리나라의여성노동시장참여율은선진국에비해낮은수준으로정책적개입의여지가큰것으로사료된다. [ 그림1] 에서확인할수있듯이 2013년 세인구중여성의경제활동참가율은 53.9% 로약 60~80% 의수준을보이는대부분 OECD 국가와의차이가크다. 또한우리나라합계출산율은 2013년에가임기여성의 1명당 1.19명으로 1.4~2.0명수준을기록한선진국과상당한차이를보이고있다. [ 그림1] 에서보는바와같이현재 OECD 국가별로여성경제활동참가율과합계출산율은양의상관관계를보이고있어, 여성의고용을확대하기위해서는육아등가정생활에대한지원도고려해야할것으로보인다. 또한국내여성의고용과출산율수준은시도별도상당한차이를보이고있다. [ 그림2] 에따르면, OECD 국가별사례와마찬가지로시도별여성경제활동참가율과합계출산율사이에양의상관관계가관찰된다는사실은여성의노동시장활동과육아활동을지원하는환경이 1) 박양수, 문소상 (2005) 은 년기간동안의잠재 GDP 성장률을 4.7~5.0% 로추정하였고, 곽노선 (2007) 은 년기간동안잠재성장률이 4.7% 수준에이를것으로전망하였다. 2) 류덕현 (2008) 의기본전망에서는 25~54 세여성고용률이 2004 년의 58.0% 수준에서 2025 년에는 70.4% 로지속적으로상승한이후 2050 년까지같은수준을유지하는것으로가정하였다. 3) Steinberg and Nakane(2012) 는일본의여성경제활동참가율이 2010 년의 63% 수준에서 2030 년에는 70% 로증가한다고가정하였다

3 상호보완적임을암시한다고할수있다. 우리나라여성노동시장에서발견되는또하나의특징은출산과자녀양육기의노동시장이탈비율이높다는점이다. 여성의연령별경제활동참가율의분포는 20대후반과 30대를중심으로 M자형곡선을나타내고, 최근생년코호트일수록노동시장참여율이급감하는연령대가늦춰지고있다. 최근정부는여성의경제활동을유도하기위해 고용률 70% 로드맵 ( 관계부처 ), 일하는여성의생애주기별경력유지지원방안 ( 관계부처 ) 등다양한정책방안을제시하였다. 그러나여러정책방안의우선순위에대한논의는부족한실정이며, 이를위해서는개별정책방안의효과성에대한실증적연구가보다축적될필요가있다. 본연구에서는우리나라여성고용현황에비추어경제활동참가율과출산율관계의특징을살펴보고, 여성경력단절의주요요인을분석하여여성고용증진을위한정책제언을제시하고자한다. 구체적으로최근확대되어온보육지원및육아휴직지원정책이여성노동공급에미친영향을추정한다. 본논문은구성은다음과같다. 다음장에서국내여성고용현황을살펴보고, 제3 장에서는여성경력단절의원인을이론적으로검토하고선행연구를소개한다. 제4 장에서는보육지원정책과육아휴직지원정책이여성고용과출산율에미치는영향을추정하며, 제5장에서는결론과정책제언을제시한다

4 [ 그림 1] OECD 국가별여성경제활동참가율과합계출산율 (2011 년 ) IC Female Labor Force Participation(%) HU KR PL DE PT AT ES JP CZ SK GR IT CH ET SV LU CA DK NL FI SE NO AU US BE GB FR IE NZ Total Fertility Rate 자료 : OECD Statistics. [ 그림 2] 시도별여성경제활동참가율과합계출산율 (2012 년 ) 여성경제활동참가율 (%) 서울 부산 대구 인천 대전강원광주경기 합계출산율 ( 명 ) 전북 경북 충북 울산 경남 충남 제주 전남 자료 : 경제활동인구조사, 인구동향조사

5 II. 여성고용현황 본장에서는지역별고용조사와인구주택총조사자료를이용하여여성고용현황을살펴보기로한다. 2013년도상반기지역별고용조사는전국약 19만9천표본가구내에상주하는만 15세이상가구원을대상으로면접조사와인터넷조사를통해인적사항및경제활동관련사항을수집하였다. 4) 이자료를이용하여산출한우리나라생산가능인구의연령별고용률은 [ 그림3] 과같다. [ 그림 3] 의패널 (1) 에의하면, 남성은 30대와 40대에걸쳐 90% 전후의고용률을유지하다가 50대에들어서노동시장으로부터이탈하기시작하고, 50대후반이후이러한이탈경향이가속화되어 64세에는고용률이 67% 로감소한다. 이에반해, 여성의고용률은 20대후반 70% 수준에도달한이후급격하게감소하여 30대중반에는 53% 수준에머물고, 이후반등하여 40대후반에약 68% 수준에이른후다시감소하여 64세에는 41% 를기록한다. 흥미롭게도 19세부터 26세까지의연령대에서는여성의고용률이남성고용률보다더높은것으로나타나는데, 이는군대복무와보다긴취업준비기간등으로남성의노동시장진입이여성에비해늦어지는경향을반영하는것으로해석할수있다. 여성의고용률이출산양육기에걸쳐감소하였다가다시상승하는현상을 M자형곡선이라고도일컫는데, 이러한양상은우리나라여성노동시장의가장두드러진특징중의하나로주요선진국중에서는일본에서만관찰되고있다. 연령별고용률변화는학력그룹에따라서차이를나타낸다. [ 그림 3] 의패널 (2) 과 (3) 를비교하면, 남성의경우고졸과대졸이상의학력을가진인구의고용률은생애주기에따라대체로비슷한양상을보이나, 학력이대졸이상인그룹이고졸그룹에비해 20대에는노동시장진입이조금늦고, 30대와 40대에는고용률이약간더높으며 50대이후노동시장이탈이조금더늦게이루어지되, 보다급격하게이루어지는경향이있다. 여성의경우두학력그룹이모두 M자형곡선을보이나, 고졸여성의고용률은 20대와 40대에걸쳐서증가세를보이는반면, 대졸여성의고용률은감소세를보인다. 즉, [ 그림 3] 의패널 (2) 에의하면, 고졸여성그룹의고용률은 20대후반에 58% 수준을기록하고, 30대에감소하였다가 40대후반에 69% 의수준에이르러, 20대후반의고용률을넘어서는양상을보인다. 반면, 패널 (3) 의대졸여성그룹은 20대후반에고졸여성보다노동시장에더많이참여하여고용률이 76% 수준으로나타났으나, 30대에감소한후다시상승하여도 40대후반고용률이 66% 수준에머물러, 20대후반의고용률을회복하지못하는것으로관찰되었다. 이러한양상은대졸여성이고졸여성보다가구소득이더많음에따른소득효과와대졸여성의가계활동생산성이고졸여성보다더높을가능성으로설명이가능하다. 그럼 4) 2013 년도상반기지역별고용조사대상기간은 2013 년 4 월 14 일부터 4 월 20 일까지 1 주간이고, 대상중현역군인및공익근무요원, 형이확정된교도소수감자, 전투경찰 ( 의무경찰포함 ) 제외된다

6 에도불구하고경력단절현상이고학력여성에게더심각하게작용할가능성을배제할수없는것으로보인다. [ 그림 3] 의패널 (4) 에제시되어있는여성의혼인상태별고용률은 M자형곡선이출산및자녀양육문제에기인함을암시한다. 미혼여성의고용률은 20대에급격히증가하여 20대후반에 80% 를넘는수준을기록한후지속적으로감소하여 40대후반에는 70% 이하로감소한다. 반면, 기혼여성의고용률은 20대중반의 40% 수준에서지속적으로증가하여 40대후반에 70% 에근접한후다시감소한다. 20대와 30대의연령에걸쳐미혼여성과기혼여성의고용률에격차가발생하는것은결혼이후출산및양육의부담으로인해여성근로자가노동시장을이탈함을의미한다고볼수있다. [ 그림 3] 성별연령별고용률 (1) 전국 (2) 고졸 (3) 대졸이상 (4) 여성혼인상태별 자료 : 지역별고용조사 (2013 년상반기 )

7 비취업자가전직을그만둔사유를살펴보면여성과남성의연령별고용률차이의원인을보다직접적으로확인할수있다. 지역별고용조사의만 25-44세비취업자중에서이전에직장에근무한경험이있는사람의비율은남성과여성이각각 69.0% 와 87.2% 로여성이남성보다더높은비율을나타냈다. < 표 1> 에따르면, 이전직장경험이있는비취업자가전직장을그만둔이유로남성은임신, 출산, 육아이외의개인, 가족관련이유 (43.8%) 와시간, 보수등작업여건의불만족 (24.6%) 이가장중요하게작용한것으로나타났다. 반면여성의경우 61.9% 의취업경험비취업자가결혼, 출산, 육아의문제로인해전직장을그만두었다고응답하여, 0.5% 만이동일한응답을한남성의경우와극명한대조를이룬다. 결혼, 출산, 육아중에서는결혼준비 (26.3%), 육아 (19.4%), 임신및출산 (14.2%), 초등학생자녀의교육 (2.1%) 의순서로여성의취업중단에영향을준것으로나타나, 결혼부터출산이후 5년정도의기간동안에직장을이탈하는비율이가장높은것으로해석할수있다. < 표 1> 비취업자중전직그만둔이유 ( 만 25-44세 ) ( 단위 : %) 전직을그만둔이유 전국 (N=27,741) 남성여성 1. 결혼, 출산, 육아 ( 개인, 가족 ) 결혼준비 ( 개인, 가족 ) 임신, 출산 ( 개인, 가족 ) 자녀의교육 ( 초등학생 ) 육아 ( 개인, 가족 ) 기타개인, 가족관련이유 가사 심신장애 작업여건 ( 시간, 보수등 ) 불만족 직장의휴업, 폐업 명예, 조기퇴직, 정리해고 임시또는계절적일의완료 일거리가없어서또는사업경영악화 기타 계 자료 : 지역별고용조사 (2013년상반기 )

8 통계청에서는결혼, 임신및출산, 육아, 자녀교육 ( 초등학생 ) 때문에직장을그만둔여성비취업자를경력단절여성으로정의한다 세기혼여성중비취업자의비율은 46.4% 이고, 기혼여성중경력단절자의비율은 29.2% 에이른다. 또한동연령대의기혼여성비취업자중경력단절자의비율은 62.8% 에달해, 25-44세기혼여성비취업자 10명중 6명이출산및양육의문제로취업을중단한것으로이해할수있다. 결국여성의노동공급선택은자녀양육선택과밀접하게연관되어있다. 2000년이후 10년동안여성고용과출산율의변화를추적한그래프가 [ 그림 4] 에제시되어있다. 전국 25-44세여성의고용률은 2000년의 45.0% 에서 2010년의 60.0% 로급격히상승하였고, 동기간여성평균출산자녀수는 1.49명에서 1.22명으로역시급격히감소하였다. 즉, 2000년대이후여성의사회참여가확대됨에따라자녀양육이늦춰지거나기피되는것으로이해할수있다. 수도권중경기도역시동일한추세를보이고, 전국평균과비슷한수준을유지하는데, 여성고용률은전국평균에비해약간낮은반면, 출산율은약간높은수준을보인다. 또한서울은경기도에비해여성의고용률이 6.4%p 높으나, 출산자녀수는 0.32명더적어같은수도권내에서도지역별로상당히큰차이가존재함을알수있다. [ 그림 4] 여성고용률과평균출산자녀수 (25-44 세 ) 여성고용률 (25-44 세 ) 여성인구평균출산자녀수 (25-44 세 ) 전국서울 경기 자료 : 인구주택총조사

9 III. 경력단절현상의원인 1. 이론적논의 일반적으로여성의노동시장참여여부는가구내의사결정의문제로이해할수 있다. 남성과여성으로이루어진가구는일반재화를소비하고자녀와함께시간을 보냄으로써효용을얻는다고가정한다. 또한가구의생산활동을시장생산과가계 생산으로구분할수있다. 시장생산활동은노동시장에참여함으로써소득을올리 는활동이고, 가계생산활동은자녀양육을의미하는것으로상정한다. 5) 두가구 구성원은시장생산활동과가계생산활동의두부문에서각자의상대적생산성을 고려하여, 가구의효용을극대화하기위해시간을배분하는것으로이해할수있다. 이러한가정하의정태적 (static) 모형에서는여성이시장임금과자녀양육비용 사이의상충관계에따라최적의노동시간과자녀출산여부가결정된다. Willis(1973) 은자녀서비스의생산기술이소비를위한재화생산기술보다시간 집약적이라는가정하에서두가지함의를도출한다. 첫째, 여성의임금이상승하 면, 여성은가계생산시간을줄이고, 시장노동시간을늘어날것으로기대된다. 둘째, 남편의소득또는비근로소득이증가하면, 여성은시장노동시장을줄이고, 가계생산시간을늘릴것으로예측할수있다. 출산및양육시기에여성의경제활동참여도가감소하는현상을설명하기위해서 는위의정태적모형을동태적 (dynamic) 모형으로전환하여생애주기에걸친의사 결정관점을취할필요가있다. Moffitt(1984) 은자녀서비스의생산기술이자녀 의연령이낮을수록부모가더많은시간동안돌봐야한다는특징을갖는다는가 정하에서여성의최적생애주기노동공급은출산및양육시기에감소하였다가다 시증가하는형태를가질수있음을보였다. 다시말하면, 경력단절의원인은영유 아의양육에따르는모의시간비용이크기때문이라고설명할수있다. 그러나경력단절현상이여성의최적선택에의한것이라고할지라도그러한선택 을유도하는사회적환경이과연바람직한것인가의문제는여전히남는다. 실제로 자녀양육의부담이주로여성에게부과되는현상을관찰할수있다. 통계청의 2009 년생활시간조사에의하면, 맞벌이가구주부는비맞벌이가구의주부에비해 하루에일을 5 시간 4 분더많이함에도불구하고, 가정관리시간에서의차이는 1 시 간 33 분밖에나지않는다. 비맞벌이가구의주부의가정관리시간이 4 시간 11 분임 을감안하면, 맞벌이가구주부의가정관리시간 (2 시간 38 분 ) 적지않은수준임을 알수있다. 반면, 맞벌이가구남편의가정관리시간은 24 분으로비맞벌이가구남 편 (19 분 ) 보다 5 분많은수준이다. 이러한사실은지금까지의경제발전에함께여 성의사회진출이활발해졌음에도불구하고, 자녀양육은여성의몫이라는전통적 5) 물론자녀양육이외에도음식준비, 청소, 빨래등가사일도주요한가계생산활동이나, 후자는기술의발달로그시간비용이크게감소하여여성의경제활동참가여부의결정요인으로서상대적중요성이전자보다작다는점에서본논의는전자에초점을맞추기로한다

10 인통념이여전히유지되고있음을의미하는것으로볼수있다. 노동시장의환경도여성에게유리하지않은것으로볼수있다. 우리나라근로자 1인당연간근로시간은 2011년기준으로 2,116시간으로 OECD 평균인 1,696시간보다 420시간더많은수준으로장시간근로가만연하다. 또한탄력적근로시간제, 선택적근로시간제, 시간제근무제, 재택근무제, 근로시간계좌제등유연근무제를활용하는기업의비율이선진국의 1/10 이하에불과한것으로나타났다 ( 대한상공회의소, 2013). 이러한노동시장의관행은여성노동자가가정생활과직장생활을병행하기어렵게만드는요인이다. 또한정규직과비정규직일자리의사이의이동성이높지않은상황은특히고학력여성이노동시장을한번이탈한후에다시진입하기어려운조건을발생시킨다. 근로시간등의근로조건이경직적이고, 보육시설에대한접근도가낮은노동시장에서자녀양육부담이주로여성에게지워진다면, 이러한관례는여성의노동생산성저하로이어질수있고, 이는다시여성의근로기회를낮추는방향으로작용하여경력단절현상을고착화시킬수있다. 자녀양육부담으로인한여성의생산성저하는현재의차별이라기보다는노동시장진입이전에발생한차별이라고할수있다. 미래의경력단절가능성은현재여성이인적자본에대한투자및직종에대한선택을할때에도영향을주기때문이다 (Görlich and De Grip, 2009). 또한노동시장에서구직자에대한정보가충분하지않은경우경력단절현상은성별에따른통계적차별 (statistical discrimination) 을일으키는요소로작용할수있다. 논의를요약하면여성의경력단절현상을완화하기위해서는여성이취업시에감수하는자녀양육에따른비용을낮추어야할것이다. 그방법으로는물질적인지원을통해개인적비용을줄이는방안과사회적관습및제도를보다가족친화적으로수정하는방안을고려할수있다. 본연구의실증분석에서는전자의방안으로대표적인정책인보육료지원정책과육아휴직지원정책이여성의고용을증진시키는데에어느정도효과적이었는지를추정한다. 2. 선행연구동향 영유아의보육료지원정책은부모의취업시직접적인양육비용을줄이는기능을함으로써여성의실질임금을높이는효과와가구소득을높이는효과를창출한다. 전자의효과는여성의노동시간을증가시키는작용을하는데에반해후자의효과는여가에대한수요를증가시켜여성의노동시간을감소시키는작용을할것으로기대된다. 따라서이론적으로보육료지원이여성의노동공급에미치는효과의방향은뚜렷하지않다. 최근의실증연구역시일관성있는결과를제시하지는않는다. 조윤영 (2007) 은민간시설을이용하는영아를대상으로 2006년에도입된기본보조금의효과를추정한결과, 영아가구의민간시설이용률이증가하였으나, 영아모의노동공급에는뚜

11 렷한영향이없었다고주장하였다. 조윤영 (2007) 은실증분석에서 2004년보육실태조사가구조사 와인터넷설문방식을이용하여수집한 2007년가구조사 를활용하였고, 통계모형으로기본보조금의대상이아닌유아가구를통제집단으로설정하여이중차감법과이중차감법에민간시설이용여부를추가한삼중차감법을이용하였다. 그러나자료가수집된두시점사이에는기본보조금이도입되었을뿐만아니라영아와유아에대한차등보육료의증가폭이다르고, 지원대상확대범위도다르다는점에서조윤영 (2007) 의추정결과를기본보조금이라는보육료지원의순수한효과로서해석하기어려울수있다. 최성은 (2011) 은 노동패널 10차년도 (2007년) 자료를이용하여횡단면분석을수행한결과보육료지원금액이클수록기혼여성의노동공급이감소함을보인다고추정하였다. 최성은 (2011) 은통계모형으로 3단계 Heckman 선택편의교정모형을활용하였고, 모의경제활동여부에는영향을미치나, 임금에는영향을미치지않는변수로는연령별자녀수, 주관적건강상태, 가구소득, 본인취업시와미취업시보육료지원금의차이등을설정하였다. 최성은 (2011) 의결과는개별가구에대한보육료지원금액을산정하기위해가구원수및가구소득을바탕으로보건복지부의지원기준을적용하였으나, 노동패널자료에서수집된가구소득과정부의지원기준에의해수집된소득과차이가발생할소지가있다는점을유의하여해석할필요가있다. 홍석철외 (2012) 은 2009년전국보육실태조사 를이용한분석을통해보육료지원이여성노동시장참여를높이는효과는만 0~2세의가구에서유의미하게관측된반면만 3~5세가구에서는뚜렷한효과가없는것으로나타났다고발표하였다. 홍석철외 (2012) 는보육료지원이아동연령에따라차등적효과를초래하는이유로만 0~2세의아동모는상대적으로노동시장복귀가용이하기때문인것으로해석할수있고, 여성들이노동시장에참여하지않는가장큰이유는적당한일자리가없기때문인것으로조사되었다고설명하였다. 또한홍석철외 (2012) 보육료및유아학비지원정책의효과가소득계층에따라달라상대적으로사회경제적수준이낮은계층의노동시장참여를높이는데뚜렷한효과가있는것으로추정하였다. 그외에우석진 (2008) 과김현숙 (2008) 은구조적모형을이용하여정부의보육료지원효과를추정한결과노동공급과출산에긍정적인영향을미친다고결론을내렸다. 구조적모형추정방식은여성의결혼, 출산및노동공급에관한의사결정과정을모형화하고, 모수를추정한후정책효과를모의실험하는방식으로서정책효과의메카니즘을이해할수있다는장점이있으나, 실제정책으로인해가계의예산선이어떻게변화하는지에대한강한가정을필요로한다는점에서단점이존재한다. 육아휴직지원제도는휴직기간과휴직중급여로구분할수있다. 육아휴직기간의연장이여성의노동시장참여도에미치는단기적인영향의추정치는국가에따라다르나, 장기적인효과는대부분거의없는것으로추정되었다

12 캐나다에서는 2000년에유급육아휴직이 25주에서 50주로연장되었다. Hanratty and Trzcinski(2009) 는이러한정책변화로인해여성의출산후직장복귀가늦춰지는경향이있으나, 출산 1년후의노동공급에는별다른영향을미치지않은것으로추정하였다. 반면동일한제도변화를분석한 Baker and Milligan(2008) 은이로인해여성의가정양육시간은늘었으나, 휴직후출산전에근무하던직장으로의복귀율이증가해여성의고용연속성이향상되었다고주장하였다. 오스트리아에서는 1990년유급육아휴직기간이 1년에서 2년으로연장되었고, 1996년에는다시 18개월로축소되었다. 이러한정책변화의효과를분석한 Lalive and Zweimüller(2009) 는육아휴직의연장이출산후 3년이내의여성의고용수준을낮추나, 그이후부터출산후 10년까지의기간동안에는여성노동공급에별다른영향을미치지않는다고결론을내렸다. 독일에서는 1979년이래로육아휴직기간및급여수준이수차례의변경되었다. Schönberg and Ludsteck(2007) 는독일에서육아휴직기간연장으로여성이직장에더늦게복귀하는경향이있음을발견하였고, 이러한효과는 2개월에서 6개월로의연장에서가장크고, 18개월에서 36개월로의연장이가장작음을보였다. 그러나 Schönberg and Ludsteck(2007) 은육아휴직기간의연장이장기적으로여성의경제활동참가율에는큰영향을미치지않으나여성의임금을낮추는효과가있음을보여, 여성의고용안정에부분적으로부정적인영향을미친다는결론을도출하였다. 개별근로자단위가아닌국가단위의패널자료를이용한연구도존재한다. Ruhm(1998) 은유럽 9개국을대상으로 1969년부터 1993년까지의정책변화를분석한결과약 3개월간의짧은휴직은고용을증가시키면서임금에는영향을미치지않으나, 휴직기간이길어질수록고용은증가하더라도시간당임금은감소하는것으로추정하였다. 육아휴직자에게지급되는급여의효과를분석한연구로서김정호 (2012) 는우리나라에서 2001년도입된육아휴직급여제도의단계적인확대를고찰하였다. 김정호 (2012) 는고용보험자료를이용하여분석한결과육아휴직급여의증액이여성근로자의육아휴직이용률을증가시키고, 출산후노동시장복귀율을단기적으로낮추나, 장기적으로는이러한부정적인효과의크기가줄어드는경향이있는것으로추정하였다. 이상과같이선행연구에서는보육료지원과육아휴직지원정책의효과를따로추정하는경향을보인다. 그러나두정책은자녀양육을지원한다는동일한기능을수행하므로서로대체될수있다는점에서그효과를동일한기준으로비교할필요가있다. 본연구는지역단위자료를이용하여보육료지원과육아휴직지원정책의활용도가여성의노동공급에미치는효과를동시에추정한다는점에서선행연구과차별성을가진다

13 IV. 실증분석 보육료지원과육아휴직지원정책의효과를분석하기에앞서두정책의내용을살펴보기로한다. 보육료지원과육아휴직지원정책은모두자녀양육의비용을낮추는기능을수행하나그내용에는차이가있다. 보육료지원은소득기준을만족하는가구에서아동이어린이집이나유치원을이용하는경우의비용을지원하는정책으로그금전적인혜택이비교적정확하게산출되나, 육아휴직제도는임금근로자가출산후최대허용기간인 1년이내의기간동안직접자녀를보고, 다시직장에복귀할수있는권리를보장하는제도로서그실질적인혜택의규모는개인의임금에따라달라진다. 보육료지원대상은만0세부터만5세아동까지인반면, 최장기간이 1년인육아휴직은근로자들이대체로자녀의출산직후에이용하는경향이있으므로, 영아 ( 만 0~2세아 ) 에대한두정책의지원규모를비교한다. 본분석의대상시기인 2009년부터 2011년까지의영아에대한보육료지원과육아휴직지원금액은 < 표 2> 와같다. 자녀를보육시설에보냈을때정부로지원받는보육료지원단가는 2009년기준으로만 0세아는월 38만 3천원, 만 1세아는월 33만 7천원, 만 2세아는월 27만 8천원으로연령이증가함에따라감소한다. 보육료지원단가는물가상승률등을감안하여매년조정되었다. 반면, 2009년육아휴직이용근로자는휴직중월 50만원의급여를고용보험을통해받고, 해당고용주는육아휴직자에대해월 20만원의장려금과월 20만원의대체인력채용장려금을받는다. 육아휴직이용근로자에대한급여는 2011년이후월소득의 40%( 상한 100만원, 하한 50만원 ) 로증액되었다. 연도 보육료지원단가 < 표 2> 보육료지원과육아휴직지원규모 ( 단위 : 천원 / 월 ) 1) 월급여의 40% 만 6세미만 ( 상 1,000, 하 500) (300) 2) 주 : 1) 2008년이후출생아에대해서만적용됨. 2) 우선지원대상기업은 30만원임. 자료 : 보건복지부, 고용노동부. 육아휴직지원금액 0 세 1 세 2 세대상아동근로자급여 고용주장려금 고용주대체인력채용장려금 만 3 세미만 (300) 2) 만 3 세미만 (300) 2) 육아휴직은원칙적으로무급휴직으로모든근로자에게그권리가부여되고, 휴직 중급여와장려금은고용보험가입자에게지급된다. 반면, 보육료지원은재정사업 으로 2012 년까지는가구소득에차등적으로지원되었다. < 표 3> 에제시되어있듯

14 이, 2009 년도와 2010 년도에는영유아가구중소득하위 50% 이하, 60% 이하, 70% 이하계층은각각보육료지원단가의 100%, 60%, 30% 를지원받았고, 2011 년도에는소득하위 70% 계층이모두보육료지원단가의 100% 를지원받았다. < 표 3> 보육료지원와육아휴직지원대상 연도 가구계층구분기준 영유아가구소득하위 50% 영유아가구소득하위 60% 60 영유아가구소득하위 70% 30 영유아가구소득하위 50% 영유아가구소득하위 60% 60 영유아가구소득하위 70% 영유아가구소득하위 70% 100 주 : 보육료지원대상기준은만3~4세아동에대해서도동일함. 자료 : 보건복지부, 고용노동부. 보육료지원 ( 만 0~2 세 ) 보육료지원단가대비지원비율 (%) 육아휴직지원 1 년간의무급휴직권리 모든임금근로자 육아휴직급여 임금근로자중고용보험피보험자 보육료지원과육아휴직지원의금전적인규모를직접적으로비교하기어려운관계로보육시설및육아휴직활용도측면에서두정책의규모를측정한다. 구체적으로홍석철외 (2012) 에서와같이 보육료혜택지수 와 ' 육아휴직혜택지수 ' 를구축한다. 보육료혜택지수를산정하기위해만약한아동이보육료지원단가대비 100% 의보육료지원을받는다면 1의값을, 보육료지원단가대비 60% 의지원을받는다면 0.6의값을부여하며, 해당아동이보육료지원을받지않는다면 0의값을부여한다. 어느 t연도에시군구의 j 연령 a의보육료전액지원자기준수혜아동의총수 ( ) 는보육료지원계층 (k) 별보육료지원단가대비지원율 (B k ) 을고려하여다음과같이나타낼수있다. 연도별지역별연령별전액지원자기준수혜아동수 ( ) 를해당연도, 지역, 연령의인구수 (P ajt ) 로나누면각연도시군구에서해당연령별전체아동중보육료지원혜택를받는아동의비율인보육료혜택지수 (CI: childcare subsidy index) 가산정된다

15 보육료혜택지수는 2009년부터 2011년까지각연도 9월말시점의어린이집재원아동의보육료지원자격정보를이용하여구축하였다 ( 홍석철외 2012). 연도별시군구별만0~2세아동수는주민등록인구자료를이용하여추정하였다. 즉, 주민등록인구의만0~4세인구수에 2010년인구주택총조사에서산출한만0~4세아대비만0~2세아동수의비율을곱하여산정하였다. 6) 육아휴직혜택지수도마찬가지방식으로산정되었다. 2009년부터 2011년까지각연도 9월을기준으로여성근로자가 30일중육아휴직을이용한일수의비율을개인의육아휴직이용도지표로부여한다. 그러면 t연도에시군구의 j 연령 a이고, 육아휴직을 100% 이용한근로자의자녀수 ( ) 는육아휴직이용일수 (d) 별기준기간중육아휴직기간비율 (B d ) 을고려하여다음과같이나타낼수있다. 그러면각연도시군구에서해당연령별전체아동중육아휴직혜택을받는아동의비율인육아휴직혜택지수 (LI: parental leave benefit index) 는연도별지역별연령별전기간육아휴직이용자기준수혜아동수 ( ) 를해당연도, 지역, 연령의인구수 (P ajt ) 로나누어산출한다. 육아휴직혜택지수는고용보험원자료를이용하여구축하였다. 고용보험자료는고용보험의내용중하나인육아휴직급여가지급된사례를기록하므로, 육아휴직혜택지수는육아휴직급여의혜택을의미하는것으로해석할수도있다. 육아휴직의주요수혜자는만0~2세의영아라고볼수있으므로, 영아에대한보육료혜택지수와육아휴직혜택지수를정책변수로설정한다. 분석기간중두정책변수의변화와가임기여성의고용률변화의지역별분포는 [ 그림 5] 과같다. [ 그림 5] 의패널 (1) 에의하면, 모든시군구에서보육료지원이확대되었으나, 그정도에있어서는상당한차이가존재한다. 또한보육료혜택지수의변화와여성고용률의변화는양의상관관계를보이고있어, 상대적으로보육료지원을받은아동이많이증가한지역중에서는여성고용이더확대된것으 6) 2010 년도시군구별 0~2 세아동수는통계청에서제공하는인구주택총조사통계표를이용하여산정할수있으나, 2009 년도와 2011 년도에대해서는동일한자료가존재하지않아, 일관성유지를위해주민등록인구자료를이용하였다

16 로이해할수있다. 패널 (2) 에서제시된바와같이, 육아휴직의수혜자아동비율역시모든지역에서증가하였으나, 그증가폭은지역별로큰차이를나타낸다. 그러나육아휴직혜택지수의증가폭은보육료혜택지수의증가폭에비해크게낮음을알수있다. 육아휴직혜택지수의변화분과가임기여성고용률의변화분사이에서도양의상관관계가관찰된다. [ 그림 5] 시군구별정책변화와여성고용률변화 ( ) 여성고용률변화분 (15-49 세 ) 보육료혜택지수변화분 (1) 보육료지원 여성고용률변화분 (15-49 세 ) 육아휴직혜택지수변화분 (2) 육아휴직지원 주 : 관측치수는특별시, 광역시를제외한 156 개시군구임. 자료 : 지역별고용조사, 인구주택총조사. 다음으로합계출산율과정책변수의변화분사이의관계가 [ 그림 6] 에제시되어있다. 패널 (1) 에의하면, 보육료혜택지수의증가분과합계출산율의증가분사이에는양의상관관계가관찰되나, 그정도는여성고용률의경우보다는약한것으로나타났다. 한편, 패널 (2) 에서는육아휴직혜택지수의증가분과합계출산율증가분사이에음의상관관계가있는것으로나타나, 육아휴직지원이출산율에는부정적인영향을미칠가능성을암시한다

17 [ 그림 6] 시군구별정책변화와합계출산율변화 ( ) 합계출산율변화분 (15-49 세 ) 합계출산율변화분 (15-49 세 ) 보육료혜택지수변화분 (1) 보육료지원 육아휴직혜택지수변화분 (2) 육아휴직지원 주 : 관측치수는특별시, 광역시를제외한 156 개시군구임. 자료 : 지역별고용조사, 인구주택총조사. 다음으로여성고용과보육료및육아휴직지원정책의관계를통계적으로추정하 기위해아래와같은시군구단위의회귀분석모형을상정한다. 종속변수, 는시군구 j 연도 t의가임기 ( 만15~49세 ) 여성의고용률을나타내고, 주요설명변수는해당연도및시군구의보육료혜택지수 ( ) 와육아휴직혜택지수 ( ) 이다. 관찰되지않는요소중 와 는각각시간에따라변하지않는지역적특성과연도별거시경제적인영향을가리키며, 는오차항을나타낸다. 지역에따라노동시장에영향을주는관찰되니않는특성을통제하기위해시군구고정효과를제거하고, 연도별로거시경제적영향을통제하기위해연도별더미를설명변수로추가한다. 또한관찰되지않는광역지방자치단체별연도별특성을통제하기위해시도-연도별더미를설명변수에포함한다. 보육료혜택지수와육아휴직혜택지수는모두보육시설이용률과육아휴직이용률과상관관계가있다는점에서여성고용률에대해내생성을가질수있다. 개인차원에서는여성이노동시장에참여하기위해보육시설이나육아휴직을이용하는경향이있기때문이다. 그러나보육료혜택지수는보육시설이용아동비율과는달리보육료전액지원기준의아동수로서정부지원의규모를측정한다. 또한보육료지원을받기위해서는보육시설을이용해야하나, 보육시설이용여부와노동시장참여여부의상관관계가시군구별로일정하게유지된다면, 이러한상관관계는지역별고정효과로통제가될수있다. 물론이러한가정이유지되지않을가능성

18 은존재한다. 육아휴직혜택지수의경우같은논리를적용할수있다. 여성고용의결정요인모형과동일한방식으로출산율의결정모형을고려하고, 종속변수는합계출산율과연령별출산율을채용한다. 최종표본은광역시를제외한전국의 156개시군구를포함하고, 각지역별로 2009년부터 2011년까지 3개년도에대한관측치로구성되어있다. 최종표본의요약통계량은 < 표 4> 과같다. 가임기여성의고용률의평균은 52.6% 이고, 세, 25-34세, 35-44세여성의고용률은각각 21.5%, 54.1%, 63.4% 로연령에따라증가하는양상을보인다. 합계출산율은 1.472명으로 2011년도전국평균인 1.244명보다약간높은수준을보인다. 연령별출산율은 15-19세 0.015명, 세 0.139명, 25-29세 0.507명, 30-34세 0.607명, 35-39세 0.180명, 40-44세 0.027명, 45-49세 0.001명으로, 20대후반과 30대초반의출산율이가장높은양상을나타낸다. 보육료혜택지수와육아휴직혜택지수의평균은각각 19.9% 와 1.5% 로보육료혜택지수가육아휴직혜택지수의 13배이상의수준을기록하였다. < 표 4> 요약통계량 (N=468) 평균 표준편차 최소값 최대값 15-49세여성고용률 세여성고용률 세여성고용률 세여성고용률 합계출산율 ( 명 ) 세출산율 ( 명 ) 세출산율 ( 명 ) 세출산율 ( 명 ) 세출산율 ( 명 ) 세출산율 ( 명 ) 세출산율 ( 명 ) 세출산율 ( 명 ) 보육료지원혜택지수 육아휴직지원혜택지수 주 : 표본은광역시를제외한 156 개시군구별 3 개년간관측치로구성됨. 연령별출산율은 합계출산율과마찬가지로여성 1 명당출생아수의단위로환산됨. 자료 : 지역별고용조사, 인구주택총조사

19 회귀분석모형의추정결과는 < 표 5> 에제시되어있다. 광역시를제외한전국시군구표본을이용한 < 표 5> 의제1열은 OLS 모형의추정결과로서, 보육료지원과육아휴직지원을많이받는지역의여성고용률이낮은경향이있음을보여준다. 그러나시군구고정효과가제거된제2열에의하면, 보육료혜택지수와육아휴직혜택지수가모두가임기여성고용률에양의효과를미치는것으로추정되었고, 육아휴직혜택지수에있어서만그추정치가통계적으로정확하게추정되었다. 추정계수를살펴보면, 보육료혜택지수가 0에서 1로증가할때여성고용률이 10.5%p 상승하고, 육아휴직혜택지수의경우동일한변화로인해여성고용률이 115.6%p 상승하는것으로나타났다. 물론후자의경우에만 10% 의유의수준에서통계적으로유의미한해석이가능하다. 육아휴직혜택지수의효과가비현실적으로큰것으로추정되었으나, 이는평균에서의한계효과로서이해할필요가있다. 또한 OLS 모형과고정효과모형의결과를비교하면, 취업할가능성이낮은여성이보육료지원과육아휴직지원을더많이이용하고이러한경향은육아휴직에있어서더큰것으로해석할수있다. < 표 5> 의제3열부터제5열까지는 10세단위로구분된연령별여성고용률을종속변수로한분석결과를나타낸다. 추정계수의크기를비교하면, 보육료지원은다른연령대에비해 15-24세여성의고용률에더큰영향을미치는것으로해석할수있으나, 여전히통계적으로유의하지않은것으로나타났다. 육아휴직혜택지수의경우 15-24세, 25-34세여성의경우에는뚜렷한효과가관찰되지않았으나, 35-44세여성의경우뚜렷한효과가추정되었고, 그크기가가임기여성전체의경우보다더큰것으로나타났다. 따라서육아휴직지원은직장경력이더긴여성의고용안정에기여하는것으로해석할수있다. < 표 5> 보육료지원과육아휴지지원이여성고용률에미친효과 보육료혜택지수 육아휴직혜택지수 (1) OLS 15-49세 ( 가임기전체 ) (2) FE 15-49세 ( 가임기전체 ) (3) (4) (5) FE FE FE 15-24세 25-34세 35-44세 (0.0490)** (0.0983) (0.1546) (0.1749) (0.1335) (0.3912)** (0.5573)* (1.0654) (1.0202) (0.8142)* R N 주 : 전국표본은광역시를제외한 156 개시군구를포함함. 모든모형에서시도더미와연도더미의교 차항이통제됨. 제 2 열부터제 5 열까지의모형에서시군구고정효과가제거됨. 괄호안은 robust standard error 를나타냄. * p<0.10; ** p<0.05; *** p<

20 다음으로출산율에대한두정책효과가 < 표 6> 에정리되어있다. OLS 모형의추정결과를제시하는제1열에의하면, 보육료지원과육아휴직지원을많이받는지역의출산율이낮은것으로나타났다. 그러나시군구고정효과가통제된제2열에의하면, 보육료지원은출산율을높이는반면, 육아휴직지원은출산율을낮추는방향으로작용하는것으로나타났고, 두추정치모두통계적으로부정확하게추정되었다. 추청치의크기를살펴보면, 보육료혜택지수가 0에서 1로증가하는경우가임기여성의합계출산율이 0.05명증가하나, 육아휴직혜택지수의경우동일한변화에따라합계출산율이 2.73명감소하는것으로추정되었다. 5세단위의연령별출산율을종속변수로하는제3열부터제9열까지의모형에의하면, 보육료혜택지수는어느연령대의출산율에대해서도통계적으로유의한효과가있는것으로추정되지는않았다. 다만 30대후반의여성에있어서출산율효과가가장클가능성을암시한다. 육아휴직혜택지수는 30대초반여성의경우에만통계적으로유의미한효과가있는것으로나타나, 육아휴직혜택지수가 0에서 1로증가하면 30대초반여성의출산율이 2.61명감소하는것으로추정되었다. 보육료혜택지수육아휴직혜택지수 < 표 6> 보육료지원과육아휴직지원이출산율에미친효과 (1) OLS (2) FE (3) FE (4) FE (5) FE (6) FE (7) FE (8) FE (9) FE 15-49세 ( 가임기전체 ) 15-49세 ( 가임기전체 ) 15-19세 20-24세 25-29세 30-34세 35-39세 40-44세 세 (0.1764)** (0.2836) (0.0255) (0.0673) (0.1611) (0.1547) (0.0797) (0.0248) (0.0062) (1.7344)** (2.3758) (0.1760) (0.5092) (1.0668) (1.1640)* (0.5964) (0.2095) (0.0494) R N 주 : 전국표본은광역시를제외한 156 개시군구를포함함. 모든모형에서시도더미와연도더미의교 차항이통제됨. 제 2 열부터제 9 열까지의모형에서시군구고정효과가제거됨. 괄호안은 robust standard error 를나타냄. * p<0.10; ** p<0.05; *** p<0.01. < 표 5> 의제2열의결과를바탕으로두정책변화가여성의고용률변화에어느정도기여하였는지를계산할수있다. 보육료혜택지수는 2009년의 15.7% 에서 2011년의 25.7% 로 10.0%p 증가하였고, 이변화분에 < 표 5> 의제2열의효과추정치를곱하면, 보육료혜택지수의변화로인해여성고용률이 1.1%p 상승한것으로해석할수있다. 마찬가지방식으로육아휴직혜택지수는동기간에 1.1% 엣 1.9% 로 0.8%p 상승하였고, 이변화분과효과추정치를곱하면, 육아휴직혜택의확대로인해여성고용률이 0.9%p 상승한것으로추정할수있다. 즉, 육아휴직의확대규모는보육료지원확대규모보다 12배적으나, 그효과가보육료지원의경

21 우보다 11배더커서결과적으로여성고용률증가에기여한정도는보육료지원의경우와비슷한것으로해석할수있다. 동일한방식으로두정책으로인한합계출산율변화를추정할수있다. < 표6> 의제2열의결과를바탕으로추산한결과 2009년부터 2011년까지의보육료지원확대로인해출산율은 0.005명증가하였고, 육아휴직확대로인해 0.021명감소한것으로해석할수있다. 표본에서동기간의합계출산율은 0.062명증가하였음을고려하면, 보육료지원보다는육아휴직지원의파장이더컸던것으로이해할수있다. 물론두계산에사용된추정효과계수가모두부정확하게추정되어통계적으로유의미한해석은어려우나, 정책효과의크기에대한간접적인자료로서의의를찾을수있다. < 표 7> 여성고용률과합계출산율변화의분해 보육료지원혜택 육아휴직지원혜택 변화분 (A) 효과계수 (B) * 여성정책기여분고용률 * (A B, %p) 효과계수 (C) 합계정책기여분출산율 (A C, 명 ) 주 : 여성고용률과합계출산율에대한효과계수는각각 < 표5> 와 < 표6> 의제2열을인용함. * p<0.10. 이와같은결과는동일한규모의지원시여성고용을증진시키는방안으로육아휴직지원이보육료지원보다더효과적임을의미한다. 그러나육아휴직지원의경우출산율에부정적인영향을미칠수있다는결과는전반적인사회적환경이아직은부모의일과가정생활의조화로운영위를지원하지못하는것으로해석할수있다. 또한보다정확한해석을위해서는두정책사이의다양한차이점을이해할필요가있다. 우선주로취업중인임금근로자가육아휴직제도의혜택을누릴수있는반면, 보육료지원은취업여부와상관없이받을수있다는점을고려할수있다. 또한육아휴직의절대적인지원규모가보육료지원보다작아한계효과가더클수있는여지가있다. 보육료지원은부모가자녀를보육시설에보냈을때에만혜택을받을수있고, 부모가개인양육서비스를이용하거나조부모등친척이양육을하는경우에는지원을받을수가없다. 즉, 보육료지원은특정한형태의보육만을지원하는현물급여의성격을가진다는점에서그효과가제한적일수있다. 결국본분석에서추정한보육료지원과육아휴직지원정책의효과는시설을통한보육지원과모의직접양육지원의두방안을비교하는것으로해석할수있다

22 V. 결론및정책제언 우리나라여성의경제활동참가율은 OECD 국가의평균보다약 15%p 낮은수준을보이고있다. 이러한차이의다른단면은우리나라에서출산양육시기에여성의노동시장이탈비율이높다는사실이다. 구체적으로결혼, 임신및출산, 육아의문제로직장을그만둔여성비취업자를경력단절자로정의할수있다. 2013년도지역별고용조사에의하면 25-44세기혼여성 10명중 3명이경력단절자이고, 기혼여성비취업자 10명중 6명이경력단절자로분류된다. 본연구에서는국내노동시장에서여성경력단절현황과원인을검토하고, 정책효과를추정하였다. 지난 10 여년간국내노동시장에서여성의고용률은증가하였으나, 출산율은감소한것으로관찰되며, 남녀간성별고용률의격차는대부분경력단절현상으로설명이가능한것으로보인다. 이러한경력단절의직접적인원인은여성에게영유아의양육에따르는비용이크게발생하기때문이라고이해할수있다. 이러한비용을유발시키는요소로는자녀양육은여성의몫이라는사회적인식과장시간근로, 유연하지않은근무제도등노동시장관행, 정규직과비정규직사이의낮은이동성, 미성숙한보육시장등이존재한다. 여성이취업하는데에감수하는자녀양육부담을낮추는방안으로서보육료지원과육아휴직지원정책의효과를분석한결과, 육아휴직지원정책이보육료지원보다더효과적이었음을발견하였다. 2009년부터 2011년까지의기간동안시군구패널자료를이용하여추정한결과, 지원규모가동일한경우육아휴직지원이여성고용에미치는효과가보육료지원의효과보다약 11배더큰것으로추정되었고, 분석기간중육아휴직지원확대로인해가임기여성고용률이 0.9%p 상승한것으로해석할수있다. 한편, 보육료지원과비교하여육아휴직지원은출산율을낮추는방향으로작용했을가능성이발견되었다. 육아휴직지원이여성고용은높이나, 출산율은낮출수있다는분석결과는경력단절현상의완화를위한육아휴직지원정책에개선여지가있음을암시한다. 우선 2013년남성의육아휴직이용자수가여성의 3.4% 수준에불과한점을주목할수있다. 물론육아휴직은가구내에서여성과남성이시장활동과가계활동의생산성을고려하여시간배분을가장효율적으로결정하는문제라는점에서정부가개입할여지가적어보일수있다. 그러나자녀양육부담이주로여성에게부과되는사회적현실을고려하면, 정책적으로부의육아휴직을유도함으로써여성의가구내경제적지위를높일수있는것으로사료된다. 현재도입예정인두번째육아휴직사용자의첫 1개월육아휴직급여를통상임금의 40% 에서 100%( 상한도 100 만원에서 150만원으로인상 ) 로상향조정하는방안은이런점에서바람직하다고평가할만하다. 여기서더나아가부의할당량 (Father s Quota) 을도입할필요가있다고생각한다. 현재우리나라에서부의육아휴직은없고, 부의출산휴가는최대

23 5일에불과하나, 남성육아휴직할당제를도입한국가는노르웨이 (12주), 스웨덴 (8 주 ), 핀란드 (4주), 독일 (8주), 포르투갈 (20일), 아이슬란드 (12주) 등의사례를참고할만하다. 육아휴직제도가여성고용증진을위한정책으로유용한것을사실이나, 한계가존재함을유의할필요가있다. 현재육아휴직지원제도는고용보험을통해운용되는데, 2013년하반기지역별고용조사에의하면, 임금근로자의고용보험가입률은 67.7% 으로임금근로자중 32.3% 는혜택을받지못한다. 또한육아휴직기간이길어질수록근로자의인적자본이마모될수있다는점에서장기간의휴직이꼭바람직하다고볼수없는면이있다. 따라서육아휴직기간은현행최대 1년이적정한수준으로판단된다. 기간이나급여의확대보다중요한것은기업에서근로자들이육아휴직을자유롭게활용할수있는여건을조성하는일로사료된다. 특히중소기업에서육아휴직이용률이대기업에비해낮은것으로나타나, 중소기업에대한지원이필요한것으로보인다. 올해도입예정된대체인력뱅크운영지원사업과사업주에게지급하는대체인력지원금인상하는방안은적절한것으로판단된다. 7) 이러한정책의시행시지역별격차가크게존재하므로중앙정부수준이아닌지방정부차원에서의접근이효과적일수있다. 특히산업별기업규모별여성고용환경의격차가크게존재하므로지방정부는정책의홍보및지원사업을취약산업, 기업그룹중심으로시행할필요가있다. 기업에서의가족친화적근로환경을유도하기위한방안으로여성이차별받지않는근무환경을조성하고, 장시간근로관행을개선하며, 유연한근무제도확산을유도함과함께남성의육아참여를장려하는사업을추진할필요가있다. 본실증분석에서는보육료지원사업이여성고용을증진시키는데에뚜렷한효과가없는것으로나타났으나, 이는보육지원자체의효과가없기때문이라기보다는보육지원방식이제한적이기때문인것으로사료된다. 앞서언급했듯이현재의보육료지원은부모가자녀를보육시설에보냈을때에만혜택을받을수있다는점에서시설을통한보육을지원하는현물급여의성격을가진다. 그러나보육방식에는개인양육서비스를이용하거나조부모등친척이양육을하는등다양한방식이존재한다. 특히 2012년보육실태조사에의하면만0세아동의경우보육시설이용비율이 14.2% 에머물고있다. 따라서시설보육이라는한가지방식만이아니라여러보육방식을유연하게지원한다면여성고용에대한효과성을제고할수있을것으로보인다. 즉, 시설을기준으로하지않고, 아동을기준으로제공하는방안을고려할필요가있다. 구체적으로부모가보육시설을이용하지않는경우받는양육수당을증액하는방안과조부모, 개인보육서비스제공자등아동의양육자에상관없이보육비용을지원하는방안을고려할수있다. 또한현재여성가족부가시행하는아이돌봄지원사업이나보건복지부에서주관하는시간제보육지원사업등 7) 중소기업은 40 만원에서 60 만원으로대기업은 20 만원에서 30 만원으로증액될예정이다 ( 일하는여성을위한생애주기별경력유지지원방안 관계부처합동 )

24 도적절한방안이라고생각한다. 또한현재의보육지원정책은만0세부터만5세까지의아동을대상으로하고있으나, 영아와유아는아동발달과정상필요로하는서비스의내용이크게다르므로구분하여접근할필요가있다. 프랑스의경우영아 ( 만0-2세 ) 와유아 ( 만3-5세 ) 를구분하는 2-track 접근법을채택하고있는데, 이를참고할필요가있다 ( 신윤정 2012). 특히영아보육방안으로시설보육보다는개인양육이선호된다는점에서다양한영아보육서비스의공급이이루어질필요가있다

25 < 참고문헌 > 곽노선 (2007). 성장회계를이용한외환위기전후의성장요인분석과잠재성장률 전망, 경제학연구, 55(4), 김정호 (2012). 육아휴직지원과여성의노동공급, 한국개발연구, 34(1), pp 김현숙 (2008). 보육료지원개선방안에관한연구 : 차등보육료확대방안, 재정학 연구, 1(2), 대한상공회의소 (2013). 선진국사례로본유연근무제확산방안연구. 류덕현 (2008). 출산율및여성고용제고정책이성장잠재력에미치는영향, 한국 인구학, 31(1), 27~54. 문형표, 김대일, 김동석, 김소영, 김용하, 박창균, 안종범 (2004). 인구고령화와거 시경제, 경제사회연구회소관연구기관고령화대비협동연구시리즈 박양수. 문소상 (2005). 우리경제의성장잠재력약화원인과향후전망, 한국은행 보고서. 신윤정 (2012). 프랑스영유아보육정책현황과시사점, 보건복지 Issue & Focus 제 151 호, 한국보건사회연구원. 우석진 (2008). 출산제고정책이한국여성의출산, 노동공급, 결혼에미치는효 과, 한국경제의분석, 14(3), 조윤영 (2007). 보육보조금의효과분석 : 영아기본보조금을중심으로. 한국개발연 구, 29(3), 최성은 (2011). 기혼여성의노동공급에관한연구. 사회보장연구, 27(2), 홍석철 이정민 신나리 김영일 김정호 조부경 송유진 (2012). 결혼 출산 육아지원사업군 심층평가, 한국개발연구원. Appelbaum, Eileen, Heather Boushey, and John Schmitt (2014). The Economic

26 Importance of Women s Rising Hours of Work: Time to Update Employment Standards, Center for American Progress and the Center for Economic and Policy Research. Baker, Michael and Kevin Milligan (2008). How Does Job-Protected Maternity Leave Affect Mothers Employment?, Journal of Labor Economics, Vol. 26, No. 4, pp. 655~691. Goodman, A. and Sianesi, B (2005). Early Education and Children's Outcomes: How Long Do the Impacts Last?, Fiscal Studies, 26, pp Görlich, D. and De Grip, A., (2009). Human Capital Depreciation During Hometime, Oxford Economic Papers, Vol. 61, pp. i98-i121. Hanratty, Maria and Eileen Trzcinski (2009). Who Benefits from Paid Family Leave? Impact of Expansions in Canadian Paid Family Leave on Maternal Employment and Transfer Income, Journal of Population Economics, Vol. 22, No. 3, pp. 693~711. Heckman, J. (1999). Policies to Foster Human Capital, NBER Working Paper, No. 7288, Cambridge. Lalive, Rafael and Josef Zweimüller (2009). How Does Parental Leave Affect Fertility and Return to Work? Evidence from Two Natural Experiments, The Quarterly Journal of Economics, Vol. 124, No. 3, pp.1363~1402. Moffitt, Robert (1984). Optimal life-cycle profiles of fertility and labor supply, Research in population economics 5, pp OECD (2011). Doing Better for Family, Paris: OECD Publishing. Ruhm, Christopher J. (1998). The Economic Consequences of Parental Leave Mandates: Lessons From Europe, The Quarterly Journal of Economics, Vol. 113, No. 1, pp.285~317. Schönberg, Uta and Johannes Ludsteck (2007), Maternity Leave Legislation, Female Labor Supply, and the Family Wage Gap, IZA Discussion Paper, No

27 2699. Steinberg, Chad and Masato Nakane (2012). Can Women Save Japan?, IMF Working Paper WP/12/248. Willis, R. J. (1973). A new approach to the economic theory of fertility behavior, The Journal of Political Economy, 81(2), S14-S