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1 연구보고서 저출산대책의효과성평가 이상협 이철희 홍석철

2 책임연구자 이상협하와이대학교교수 주요저서 Demographic Dividend and Population Aging in Asia and the Pacific The Journal of the Economics of Ageing (special issue), 2016( 공저 ) Aging, Economic Growth, and Old-Age Security in Asia Edward Elgar, 2012( 공저 ) 공동연구진 이철희서울대학교교수홍석철서울대학교교수 연구보고서 저출산대책의효과성평가 발행일저자발행인발행처주소 전화홈페이지등록인쇄처가격 2016 년 12 월 31 일이상협김상호한국보건사회연구원 [30147] 세종특별자치시시청대로 370 세종국책연구단지사회정책동 (1~5 층 ) 대표전화 : 044) 년 7 월 1 일 ( 제 호 ) ( 사 ) 아름다운사람들복지회 6,000 원 c 한국보건사회연구원 2016 ISBN

3 제출문 << 한국보건사회연구원장귀하 본보고서를연구용역 저출산대책의효과성평가 의최종보고서로 제출합니다 년 12 월 경제추격연구소소장 이근

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5 목차 Abstract 1 요약 3 제 1 장서론 7 제 1 절연구배경및목적 9 제 2 절연구내용및방법 11 제 2 장선행연구고찰및함의 15 제 1 절선행연구의구분과한계 17 제 2 절각국문헌 20 제3장 2000~2014년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 31 제1절서론 33 제2절자료 36 제3절합계출산율변화의분해방법 39 제4절전체여성합계출산율변화요인분석결과 41 제5절학력별여성합계출산율변화요인분석결과 56 제6절유배우출산율과무배우혼인율간의상관관계분석 71 제7절유배우출산율과무배우혼인율상관요인분석 87 제8절소결 99

6 제4장영유아보육료와양육수당지원정책이출산율에미친영향 103 제1절서론 105 제2절선행연구검토 110 제3절보육지원사업현황및추이 113 제4절보육료및양육수당혜택지수추정및주요변수설명 120 제5절보육료지원이출산율에미친영향분석 130 제6절양육수당지원이출산율에미친영향분석 136 제7절산모연령과출생순서에따른차이 140 제8절소결 142 제 5 장결론 145 제 1 절요약및결론 147 제 2 절정책함의 150 참고문헌 153 부록 159

7 Korea Institute for Health and Social Affairs 표목차 표 ~2014년연령별유배우비율과유배우출산율 43 표 3-2 유배우여성비율의변화와유배우출산율의변화가합계출산율변화에미친효과분해 51 표 3-3 고학력 ( 대학이상 ) 여성의연령별유배우비율과유배우출산율 57 표 3-4 저학력 ( 고등학교이하 ) 여성의연령별유배우비율과유배우출산율 58 표 3-5 유배우여성비율의변화와유배우출산율의변화가합계출산율변화에미친효과분해 : 고학력 66 표 3-6 유배우여성비율의변화와유배우출산율의변화가합계출산율변화에미친효과분해 : 저학력 67 표 3-7 유배우출산율과무배우혼인율상관관계 83 표 ~2010년시군구별유배우출산율결정요인패널고정효과모형추정결과 91 표 ~2010년시군구별무배우혼인율결정요인패널고정효과모형추정결과 95 표 4-1 제3차저출산 고령화사회기본계획 2017년도정부예산 ( 안 ) 106 표 4-2 영유아보육료및양육수당지원규모 107 표 4-3 연도별보육지원사업현황, 2001~2016년 114 표 4-4 만 0~4세보육료지원사업의변화 116 표 4-5 만 5세보육료지원사업의변화 117 표 4-6 보육료지원단가 118 표 4-7 가정양육수당지원변화 119 표 4-8 기초통계량 129 표 4-9 영유아보육료지원이합계출산율에미친영향추정 133 표 4-10 양육수당지원이합계출산율에미친영향추정 137 표 4-11 산모의연령별출산율에미친영향추정 140 표 4-12 출생순서별출산율에미친영향추정 141

8 부표목차 부표 1 보육료혜택지수와양육수당혜택지수, 2001~2015 년 159 그림목차 그림 ~2014년연령별유배우여성비율 44 그림 ~2014년 20~49세유배우여성비율 45 그림 ~2014년연령별유배우출산율 46 그림 ~2014년유배우합계출산율 47 그림 ~2014년 20~49세유배우여성비율 49 그림 ~2014년유배우합계출산율 49 그림 ~2014년실제합계출산율및 2000년유배우비율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 53 그림 ~2014년실제합계출산율및 2000년유배우출산율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 54 그림 ~2014년실제합계출산율및 2005년유배우비율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 55 그림 ~2014년실제합계출산율및 2005년유배우출산율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 56 그림 ~2014년고학력연령별유배우여성비율 59 그림 ~2014년저학력연령별유배우여성비율 60 그림 ~2014년고학력 20~49세유배우여성비율 61 그림 ~2014년저학력 20~49세유배우여성비율 61 그림 ~2014년고학력연령별유배우출산율 63 그림 ~2014년저학력연령별유배우출산율 63 그림 ~2014년고학력유배우합계출산율 64

9 Korea Institute for Health and Social Affairs 그림 ~2014년저학력유배우합계출산율 65 그림 ~2014년고학력여성실제합계출산율및 2000년유배우비율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 68 그림 ~2014년저학력여성실제합계출산율및 2000년유배우비율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 69 그림 ~2014년고학력여성실제합계출산율및 2000년유배우출산율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 70 그림 ~2014년저학력여성실제합계출산율및 2000년유배우출산율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 70 그림 3-23 연령별미혼여성비율 72 그림 3-24 연령별이혼여성비율 73 그림 3-25 연령별사별여성비율 74 그림 3-26 실제의 20~49세무배우여성비율과 1991년미혼여성비율이변화하지않았을경우의가상적인무배우여성비율 75 그림 3-27 연령별무배우여성 1,000명당혼인건수 76 그림 ~39세무배우여성 1,000명당혼인율 ( 연도별연령분포표준화 ) 77 그림 3-29 연령별고학력여성 1,000명당혼인건수 78 그림 ~39세고학력무배우여성 1,000명당혼인율 ( 연도별연령분포표준화 ) 78 그림 3-31 연령별저학력여성 1,000명당혼인건수 79 그림 ~39세저학력무배우여성 1,000명당혼인율 ( 연도별연령분포표준화 ) 79 그림 ~2010년시군구무배우혼인율과유배우출산율간관계 : 전체여성 82 그림 ~2010년시군구무배우혼인율과유배우출산율간관계 : 전체여성 83 그림 ~2010년시군구무배우혼인율과유배우출산율간관계 : 고학력여성 84 그림 ~2010년시군구무배우혼인율과유배우출산율간관계 : 고학력여성 84 그림 ~2010년시군구무배우혼인율과유배우출산율간관계 : 저학력여성 85

10 그림 ~2010년시군구무배우혼인율과유배우출산율간관계 : 저학력여성 85 그림 4-1 보육료혜택지수의추이, 2000~2015년 123 그림 4-2 양육수당혜택지수의추이, 2010~2015년 125 그림 4-3 보육료지원과양육수당지원의관련성, 2010~2015년 126 그림 4-4 보육료지원과양육수당지원이합계출산율과갖는상관성 128

11 Abstract << Impact Evaluation of Korea's Pro-natal Policies This study examines the effect of Korean government programs on total fertility rate (TFR) in Korea. There are several innovations in this paper, such as decomposition of fertility, panel fixedeffects model, and simultaneous consideration of child institutionalcare subsidy program and child home-care allowance program, which have little been addressed in the previous literature. The results suggest that TFR over the last decade has stagnated due to rapid decline in the nuptiality rate although the marital fertility has been increased. The results of panel fixed-effects model also imply that marriage decisions of single persons and fertility decisions of married couples are determined by different factors. Contrary to previous studies, the results also show a positive effect of child institutional-care subsidy on TFR. The results are robust even when we consider potential substitution effects. However, the results also suggest that the efficiency of the subsidy program has been decreased. Based on all these results, we conclude that it is premature to conclude that the government s efforts to promote fertility was a total failure, as widely believed.

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13 요약 << 1. 연구의배경및목적 출산정책의효과분석을다룬기존의논문은모델링자체에문제가있거나, 심각한내생성문제를안고있거나, 아니면자료에한계가있거나하는등의문제점을지니고있음. 본보고서에서는정책의출산율제고효과를직접적으로측정하기위하여정책의상대적중요성과특징분석을다양하게고려한모형을각각구축하여이들요소별로정책의영향력평가를시도하였음. 또보육시설접근성및질적수준등의평가를위해최근자료를이용하여분석하였고, 기존문헌에서시도되지않았던무배우여성의혼인율변화추이와이것이유배우비율에미친효과등을분석하였음. 또한본보고서에서는기존문헌에서는다루어지지않은영유아보육료와양육수당지원사업의효과성을동시에고려함으로써기존문헌의한계를다소나마극복하고자함. 2. 주요연구결과 시군구별, 연도별데이터를분석한결과는출산율의변화를좌우하는두가지주된요인인무배우여성의혼인율과유배우여성의혼인율이음의상관관계를갖는다는것을보여줌. 그리고정책적, 사회경제적특성이유배우출산율과무배우혼인율에매우상이한영향을미친다는것을시사함. 시군구별출산장려금, 아동인구대비보육시설수등출산장려정

14 4 저출산대책의효과성평가 책과관련된변수는유배우출산율에는유의미하게긍정적인영향을미친반면무배우혼인율과는음의상관관계를보임. 거주시군구의복지예산비율과인구대비지방세액도유배우출산율에만긍정적인영향을미치는것으로나타남. 전세가격의상승은유배우출산율은높이고무배우혼인율은낮추는요인으로나타나는데, 이결과는유배우출산율과무배우혼인율을결정하는요인이다를수있다는가능성을제기함. 이상의분석결과는지난 10년동안의출산장려정책이실패했다는다수의견해에심각한의문을제기함. 즉, 유배우출산율은크게증가하여합계출산율이증가하거나적어도더떨어지지않게하는데큰공헌을함. 또한연구는기존의연구결과와달리보육료지원확대가출산율제고에긍정적인효과가있었다는결과를제시하고있음. 대략적으로 2001~2015 년보육료지원확대는같은기간합계출산율변화의 75% 정도를설명하는것으로추정됨. 그리고 2009년 7월에도입된양육수당지원역시출산율에긍정적인영향을준것으로나타남. 이는보육료지원정책과의대체성을고려해도뚜렷하게나타남. 보육료지원이보편지원으로확대된이후보육료지원효과는크게줄어든것으로나타남. 이는양육수당으로의대체때문은아니며보편지원에따라보육료지원에덜민감한계층이지원대상에포함되었기때문인것으로보임. 그리고두지원정책은 30대산모에게더욱유의미했으며, 다자녀또는추가자녀결정에더큰영향을준것으로보임. 또한보육료지원과양육수당지원은첫째아이보다는둘째이상의자녀출산에효과가있는것으로분석됨. 3. 결론및시사점 첫째, 초혼연령을앞당기는것을정책의주된목표로설정한것은매

15 요약 5 우적절하다고판단됨. 우리나라의합계출산율저하의주된원인이유배우여성비율의감소였던만큼유배우여성비율의감소를막고더나아가증가세로전환하기위한노력이지속되어야함. 둘째, 초혼연령을앞당기는정책이중요하다는것이기존의유배우출산율장려정책을폐기해도된다는것을의미하지는않음. 유배우여성비율의하락추세가쉽게반전되지않는가운데유배우출산율까지떨어진다면우리나라의출산율은기존에상상하지못했던낮은수준으로내려갈수도있음. 셋째, 출산장려금이나보육정책과같은명시적인저출산대책외에도많은정책이간접적으로무배우인구의결혼과유배우인구의출산에영향을미칠수있다는점을고려해야함. 경제적여건, 전반적인사회복지지출의규모, 주택및전세가격, 양질의일자리, 자녀교육여건, 일ㆍ가정양립등출산의다른중요한요인과관련된정책이호의적이지못한방향으로진행된다면아무리많은재원을출산과직접적으로관련되어있는것처럼보이는정책에쏟아붓는다고해도그효과가크게상쇄될가능성이큼. 넷째, 현재의두보육정책이출산율개선에비교적긍정적인효과를주었다는결과가나오기는했지만향후여러측면에서보완이필요하다는점도보임. 즉, 보육료지원에막대한예산이사용되고있지만정책효과가낮아지는것은해결해야할숙제라고사료됨. 이를위해보육료지원효과가어떤계층에서유의미하게발생하는지면밀히검토하고, 현재의보육료지원방식이적절한지재검토해야할것으로판단됨. 마지막으로, 모든정책의효과성을높이기위해서는지원액을늘리는것뿐아니라정책의효율성을개선하기위한노력이지속되어야함. * 주요용어 : 저출산대책, 효과성평가

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17 제 1 장 서론 제 1 절연구배경및목적 제 2 절연구내용및방법

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19 1 서론 << 제 1 절연구배경및목적 현재한국사회는전세계에서유례없이낮은수준의저출산현상이장기간지속되고있다. 우리나라의합계출산율 (TFR: Total Fertility Rate) 은 1960년대이후부터가파르게하락하여 1984년처음으로대체증가율밑으로떨어진이후 1990년에는 1.6, 그리고 2005년에는최저점인 1.08까지떨어졌으며이후에도 1.1~1.3의매우낮은수준에머무르고있다. 저출산현상의장기화에더해평균수명상승으로인구고령화와인구감소가빠르게진척될것으로예측되며, 이러한인구변동은한국사회및경제전반에걸쳐부정적인영향을미칠것으로예상된다. 즉, 노인인구의증가에따른노인부양비증가에더해생산가능인구감소라는인구학적변화로노동력부족, 생산성감소, 조세감소, 사회보장지출증가등사회경제적악영향초래가우려되고있다. 이에따라정부에서는 2005년저출산 고령사회기본법을제정하였으며 2006년부터본격적으로저출산 고령사회기본계획을추진한바있다. 2006~2010년제1차기본계획을, 그리고 2011~2015년제2차기본계획을추진하였는데, 제1차기간에 19조 7,000억원의예산이투입되었으며제2차기간에는이액수가 60조 5,000억원으로증가하였다 ( 관계부처합동, 2015). 이를통해육아지원인프라및일 가정양립제도적틀구축, 임신 출산인프라확충등의성과를거둔것으로나타나고있다.

20 10 저출산대책의효과성평가 2016년부터는제3차기본계획이추진되고있는데, 과거에는유배우여성의출산지원에초점을두었다면 3차에서는만혼현상의완화를위한정책적노력도이루어지고있다. 하지만이러한출산율제고를위한노력에도불구하고한국의출산율은여전히세계적으로도낮은수준에서유지되고있으며, 이러한이유로일부에서는저출산대책의효과성에의문을제기하고있는실정이다. 하지만낮은출산율과는달리국민의이상적인자녀수는 2명대를오랫동안유지하고있다. 대규모예산이투입되고매년그규모가확대됨에도불구하고이렇듯실제출산율과이상적인출산율의격차가점차커지고있어정부정책의효과성에많은논란이있어왔다. 그간의예산투입에도불구하고출산율은여전히낮은수준에서유지되어정책의효과성이없다는주장과다른한편으로최근출산율이낮은수준이기는하나더는추가하락이발생하지않고있음을고려할때정책적노력이반드시실패한것이라고는할수없다는주장이팽팽히맞서고있는것이다. 특히후자의경우지난 10년간정부정책이없었다면출산율은더욱낮은수준에도달하였을것이라는논지를펴고있다. 사실상출산율회복에성공한선진국과비교하여볼때현재한국의저출산대책예산은아직은낮은수준이며, 무엇보다다른정책과달리저출산정책의경우그효과가장기간에걸쳐발생함을고려할때지난 10 년간의노력으로출산율의본격적회복을기대하기는어려운것이사실이다. 게다가그간의정책시행으로실제출산율이상승하였다하더라도이것이만혼같은다른영향으로상쇄되었다면, 출산율제고정책의효과성을논의하기어려운측면이분명히존재한다. 특히한국사회에서는출산대부분이법률혼내에서발생하여결혼과출산율간매우밀접한관련이있음을상기해보면이러한가능성이다른나라에비해서도클수있

21 제 1 장서론 11 다. 무엇보다평가방법자체가이제막발전해가는단계여서기존의많지않은연구로결론을내리기에는한계가있다. 이러한한계에도불구하고저출산대책에투입되는예산규모나정책의중요성을고려할때지난 10년간추진하였던저출산대책의효과성평가는반드시지속적으로이뤄가야하며이를토대로향후저출산대책의추진방향이모색될필요가있음은두말할나위가없다. 이에본연구에서는최근의자료및발전된방법론을이용하여한국사회저출산대책의효과를재평가하고자한다. 본연구는결혼 출산행태변화에따른저출산대책의패러다임전환과제의일부로서저출산대책이결혼 출산에미치는미시및거시분석결과로활용될수있으며이에따라저출산대책의패러다임전환을위한방향마련의기초자료로활용될것으로기대된다. 제 2 절연구내용및방법 임신과출산이자녀를갖는것의비용과편익을고려한부모들의합리적인결정의결과라고가정한다면주어진편익에서임신 출산관련비용을줄일때출산의사가높아질것이다. 따라서일반적으로대부분의저출산대책은임신, 출산, 육아에서발생하는비용을절감하는것을목적으로한다. 저출산대책의효과분석이란이러한비용절감이실제로출산증가로나타났는가를모형을설정하여추정하는연구의한방법이다. 그런데지난 10년동안의출산장려정책을올바르게평가하고추후적절한정책방향을설정하기위해서는무엇보다왜 2005년이후의출산율이정체상태에있는지를정확하게이해할필요가있다. 기존의저출산대책이효과적이지못했다고평가하는가장중요한근거는지난 10년동

22 12 저출산대책의효과성평가 안출산율이증가하지않았다는사실이다. 그렇지만특정한출산장려정책의효과를평가하기위해서는실제의합계출산율변화를관찰하는것만으로는충분하지않고, 그정책이없었을경우출산율이어떻게변했을지를추정하는작업이필요하다. 즉, 정책의출산율제고효과를직접적으로측정하기위하여혼인과출산을분리하여모형을구축하는작업이필요하다. 특히한국사회에서는출산의거의대부분이혼인내에서이루어지는관계로혼인과출산을분리하지않을경우정책의출산율제고에미치는직접적효과를정확하게파악하는데한계가있다. 이러한문제의식하에본논문에서는일단정책평가를혼인율과유배우출산율로구분하여연구를진행함으로써저출산정책의출산율제고효과를측정하고자한다. 본보고서에서는정책의상대적중요성과특징분석이다양하게이루어지는데연령별혼인율, 교육수준별혼인율, 유배우출산율모형이각각구축되고, 이들요소별로정책의영향력평가가시도된다. 특히지방자치단체 ( 시군구 ) 단위의저출산대책이나복지재정투입정도, 보육시설접근성및질적수준등의평가가최근자료를이용하여이루어진다. 또한기존문헌에서시도되지않았던무배우여성의혼인율변화추이와이것이유배우비율에미친효과가추가로분석되었다. 본보고서의또다른특징은영유아보육료와양육수당지원사업의효과성을분석한다는점이다. 영육아보육료와양육수당지원사업은예산규모가크고대표적인저출산대책으로간주되지만두보육사업이그동안출산율제고에어떤효과가있었는지에대한선행연구는충분하지못한실정이다. 일반적으로선행연구는보육실태조사같은미시자료분석이주를이루고있으며, 대부분보육지원사업이출산율과유의미한연관이없는것으로추정하고있다.

23 제 1 장서론 13 그러나기존의미시자료분석은자료추출기간이짧고변수가충분하지못한탓에누락변수와역인과성에따른내생성의문제를충분히검토하기어려웠다고판단된다. 특히지역 ( 시도또는시군구 ) 간보육지원사업정도의차이가출산율에미치는영향을검토한거시연구는존재하지만보육지원의양적, 질적변화를정확히측정하였는지에는의문이남는다. 무엇보다기존연구는보육료지원또는양육수당지원효과를별개로검토해왔으며두정책을한꺼번에고려한연구는존재하지않는다. 본보고서는최근의데이터를이용하여두정책의효과를동시에고려함으로써기존문헌의한계를다소나마극복하고자한다. 연구방법의하나로서문헌조사를들수있다. 연구의일환으로본보고서에서는우선국내외저출산대책의효과성및평가관련이론및선행연구를고찰한다. 이후에는기존통계자료를심층적으로분석하는연구를수행한다. 여기서는정부정책이연령별, 교육수준별혼인율과유배우출산율에미치는영향을분석하는데 2000년이후 225개지자체자료로패널데이터를구축하여정책변수가출산변수에미치는영향을분석하였다. 분석방법으로는계량경제학의다양한기법 ( 예컨대 Fixed-effects analysis, Simultaneous Equation model, Generalized Methods of Moments 등 ) 이이용되었다. 본보고서의구성은다음과같다. 제2장은최근의각국선행연구를살펴보고, 제3장에서는 2000~2014년출산율변화요인을유배우출산율과유배우율로분해해서출산장려정책을재평가하고자한다. 제4장에서는영유아보육료와양육수당지원이출산정책에미친영향을살펴본다. 마지막제5장결론에서는본보고서를요약하고마무리한다.

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25 제 2 장 선행연구고찰및함의 제 1 절선행연구의구분과한계 제 2 절각국문헌

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27 2 선행연구고찰및함의 << 제 1 절선행연구의구분과한계 각국의출산정책효과성에관한논문은다수존재하고있으며계속증가하는추세이다. 이는저출산, 고령화문제의심각성을반영하는것으로연구의축적이라는측면에서바람직한현상이라고할수있다. 하지만그논문을어느범위까지어떻게분류하고또어떻게평가하는가하는것은매우중요하면서도어려운과제이다. 사실이미기존의연구를잘정리한논문도여럿존재하므로그논문을중복해서다시기술하는것자체는불필요할뿐더러지면이허락하지도않는다. 이러한점을고려해서이장에서는몇개의최근연구를중심으로그함의점을도출하고자한다. 최근연구에초점을맞추는이유는최근연구가과거연구의한계를극복하려는노력을보이고있기도하지만또다른한편초창기연구는이미다른연구를통해서많이소개되었기때문이다. 특히이삼식, 최효진, 정혜은 (2010) 은관련문헌을광범위하게다루고있는것으로보인다. 따라서여기서는그들연구에서다루어지지않은그이후의연구를전체적으로보충하고, 특히국가별사례를중심으로좀더자세한문헌고찰을시도하고자한다. 또한제3장, 제4장에서다루어지는별도주제에대해서각장에서별도로문헌고찰을하고있기에여기서는본보고서와전반적으로밀접하게연관된최신논문을아주간략하게소개하고자한다. 출산대책효과의문헌정리를위해서는우선 Gauthier(2007) 의연구

28 18 저출산대책의효과성평가 를자세히들여다볼필요가있다. Gauthier(2007) 는수십편의관련연구를데이터성격별로분류해서대중의의견을조사하는방법 (Public opinion analysis), 시계열분석 (time-series analysis), 횡단면분석 (cross-sectional analyses), 이항횡단면분석 (bivariate cross-sectional analyses) 등으로구분하여소개하고있는데, 이들연구방법론자체의문제점을제기하며이에따른분석결과를신뢰하기는어렵다는평가를내리고있다. 이는출산정책의효과를실증적으로연구하는자체에내재적한계가있다는점에기인하는데 Gauthier(2007) 는그한계를다음과같이요약한다. 우선출산정책을정확히측정하여분석모델에반영하는것이어렵다. 특히국가간비교연구에서각국가의상이한출산장려제도를적정하게반영하는것은쉬운작업이아니다. 또한출산은정부정책과임금, 노동시장참가효과등이복합적으로작용하여나타나는결과인데이를정확히모델링하는데에한계가있다. 마지막으로각경제주체의이질성 (heterogeneity) 이출산에각기다른영향을미치고있는점을감안할때이를모델에반영하는데한계가있다. 즉, Gauthier는출산정책의효과분석모델링이어려운데다많은모델은내생성 (endogeneity) 문제를다룰수없고, 아니면자료에한계가있거나하는등많은실증분석에서나타나는기본적한계를지니고있기때문에매우어렵다는점을지적하고있다. 이러한계량적문제는사실거의모든주제의실증분석에존재한다. 하지만이외에도출산장려대책이출산율증가로나타나지않을여러특별한가능성이존재한다. 즉, 합리적의사결정모델에따르면출산선택은효용극대화를추구하는부모의합리적의사결정의결과이므로자녀와관련된비용과혜택의함수로정의될수있다. 이에따라자녀의양육비용을줄이거나부모의소득을증가시키는출산장려정책은자녀의수요

29 제 2 장선행연구고찰및함의 19 를증가시킨다 (Becker, 1981; Cigno, 1991). 이러한가정에따르면출산장려정책은출산율제고효과를지녀야하는것으로간주될수있지만다음과같은반론이가능하다. Gauthier(2007) 는사회학과경제학의이론및문헌을이용하여다음과같이이부분을정리한다. 첫째, 소득의증가는자녀의수요를증가시키지만이것이반드시자녀의수 (quantity) 를증가시키는것을의미하지는않는다. 소득의증가는경우에따라서는자녀수대신자녀에대한투자, 즉자녀의질 (quality) 을제고하는결과를가져올수있다 (Becker & Lewis, 1973). 따라서양육수당같이부모의소득을증가시키는정책이반드시출산율을높인다고결론지을수는없다. 예를들어양육수당이둘째자녀의추가출산보다는첫째자녀에대한투자를증가 ( 더나은보육환경, 교육투자등 ) 시켜출산율제고에큰도움이되지않을수있다. 따라서현금이전같은출산장려정책의효과를미리예단할수없다. 둘째, 부모는자녀의양육과관련된모든대안의비용과혜택에대한완전한정보를가지는것이불가능하며이에따라부모가불완전한정보를바탕으로육아와관련된정책에반응한다면출산장려정책의효과는불분명해질수있다 (Goldthrope, 2000). 셋째, 출산, 결혼, 이혼등의행위는경제적으로최적을추구하는합리적인의사결정에따른것이라기보다는 알맞거나 (appropriate) 적당한 (adequate) 수준의합리성에근거한것이므로이러한사실이출산장려정책과출산율간의관계에다소의교란요인이될수있다 (Goldthrope, 2000). 넷째, 최근연구는자녀선호를결정하는요인으로자녀양육의비용과혜택대신주변인 (peers and neighbor), 관습, 공공성등을강조한다 (Becker, 1996: Becker & Murphy, 2000). 이에따르면부모의출산

30 20 저출산대책의효과성평가 휴가제도는갓태어난자녀를돌보는것이사회적으로바람직한행위로용인되게만들어출산율을제고하게된다. 하지만이러한부분은계량화하기어렵다. 마지막으로자녀선호도는경제주체마다다를수있으며심지어한가정내부부간에도다를수있다 (Rasul, 2008). 특히성역할분담에서차별이존재하는국가는낮은출산율을보이는데 (McDonald, 2000) 이러한요인을충분히고려하지않을경우출산장려정책의효과를체계적으로추정하기어렵게된다. 그럼에도불구하고실증연구는정책함의라는측면에서매우중요하며, 따라서앞에서제기된문제점은극복되어야할대상이지그문제때문에실증연구가불필요하거나폐기되어야함을말하는것은물론아니다. 실제로 Gauthier(2007) 의수많은연구를종합해보면대부분의실증분석은출산장려정책이출산에긍정적인효과를갖는것으로나타난다. 하지만그수치는기대보다크지않거나또일부연구는출산율에유의미한영향을미치지않는것으로나타나며, 또한일부연구는출산장려정책이완결된출산보다는출산시기에영향을미친다고본다. 제 2 절각국문헌 계량적방법을따른논문은크게현금이전정책과가사와노동양립정책 ( 출산휴가, 보육시설등 ) 으로구분할수있는데여기서는둘을구분하지않고지역, 또는국가별로최근의대표적인논문을소개하기로한다.

31 제 2 장선행연구고찰및함의 유럽전반 Kalwij(2010) 는 European Social Survey(ESS) 에서 1965~1984년생의과거출산이력을활용해기타국가별출산지원정책데이터를병합했는데, 이통합된데이터를이용하여가족수당, 출산휴가, 육아보조금등과관련한아동 1인당정부예산등이합계출산율, tempo-adjusted 출산율등에어떤영향을미치는가를살펴본다. ESS는유럽 20개국을대상으로가족, 일, 웰빙등을중심으로공통적인질문을하는자료로, 이를통해국가단위에서의분석이가능하다. 연구결과는가족수당, 출산휴가, 육아보조금모두출산율에긍정적영향을미치는것으로나타나는데, 다만가족수당의경우특정독립변수포함여부에따라유의미성이달라지고, 출산휴가는첫째출산에만유의미한영향을미치며, 육아보조금은둘째이상출산에만유의미한영향을미치는것으로나타난다. 이외에도출산시기와최종출산율로구분하여분석하거나시기별로나누어분석하고있으나분석결과는정책마다상이하게나오는데그이유에대한설명은논문에서다루지않는다. 같은데이터로유럽전반을다룬다른논문으로는 Harknett, Billari, Medalia(2014) 를들수있다. 저자들은 2004~2005년및 2008~2009 년자료를이용하여국가수준의각종거시변수가향후 3년내출산의도및실제자녀출산여부에어떤영향을미치는가를연구한다. 정책변수는노동시장, 가족형태, 제도, 가족내에서일의분담등 4개영역으로나뉘어있는데, 국내총생산 (GDP) 대비가족지원예산비율, 유급출산휴가기간, 교육및보건시스템만족도, 실업률, 근로시간유연성, 부모와성인자녀간의금전적및육아지원정도, 다세대가정비중, 맞벌이가정의남편가사분담비중등 15개변수가여기에포함된다. 그외에여성의

32 22 저출산대책의효과성평가 연령, 배우자유무, 자녀수, 자녀나이, 종교의독실함등개인수준의변수및다른거시경제변수가독립변수로들어갔다. 분석결과대부분의정책변수는둘째자녀이상의출산에유의미한영향을미치는것으로나타났으나첫째자녀에미친영향은유의미하지않은것으로나타났다. 저자들이밝히고있듯이종속변수는개인수준, 가구수준, 국가수준이혼재되어있는데, 국가수준에서의변수들이다른국가변수와연결되어있는내생성문제의해법은제시되지못하고있고, 이는이전의논문이가졌던한계이기도하다. Luci Greulich와 Thévenon(2013) 은경제협력개발기구 (OECD) 의 18개회원국의 1982~2007년자료를통해신생아 1인당정부지출, 2세이하영유아 1인당정부지출, 3세미만유아대상의보육서비스지원액, 유급출산휴가기간, 3세미만유아의보육등록률등변수가합계출산율과 tempo-adjusted 출산율에어떤영향을미치는가를살펴본다. 기타독립변수는여성고용률, 여성의평균근로시간, 실업률, 노동시장보호정도, 미혼모출생비중, 첫째아이의출산나이등이다. 이논문의특징은내생성, 인과성등문제의완화를위해다양한방법 ( 시차변수를이용한 2단계최소자승법, system GMM, Two-way FE model 등 ) 을통해제어하려고한점이다. 분석결과는각정책이출산율에긍정적영향을미치는것으로나타난다. 특히출산이후시점에시행되는현금지원및보육서비스정책이출산관련휴가제도나출산당시의지원정책보다더효과가있는것으로나타나고있다. 2. 노르웨이 Lappegård(2010) 의최근연구는개인단위에서의인구자료를이용

33 제 2 장선행연구고찰및함의 23 해서정부의다양한정책이추가로출산에영향을미쳤는지를분석한다. 정책변수로는유급출산휴가사용여부 (54주간임금의 80% 또는 44주간임금의 100% 지원을받으며최대한도있음 ), 정부지원의보육시설이용률, 보육수당존재여부 ( 보육시설을사용하지않는 1~3세연령의자녀부모에게지급 ) 등이이용되었는데소득, 교육, 출산휴가, 보육시설등의통계확보를위해여러자료를병합했다는특징이있다. 해당지역의 fixed-effects 를포함한해저드모델을사용했는데, 분석결과각정책변수는출산에긍정적효과가있는것으로나타났으며특히출산휴가는둘째아이출산, 보육수당은첫째아이출산에더큰영향을미치는것으로나타났다. 이연구에서는각종통계확보를위해여러자료를사용한점이높이평가되나, 출산휴가제도와출산의사결정간의인과관계가모호함에따른내생성문제가능성은여전히상존한다. 한편 Duvander et al.(2010) 은스웨덴과노르웨이자료를토대로사건사를분석하여육아휴직과추가출산간의관계를분석하였으며, 그결과노르웨이와스웨덴모두에서한자녀혹은두자녀가있는가정내남성의육아휴직사용은추가출산의지속성과밀접한관계가있는것으로나타났다. 또한노르웨이에서두자녀가있는가족내여성의장기적인육아휴직사용은셋째자녀출산에긍정적인영향을미치는것으로나타나고있다. 3. 캐나다 Milligan(2005) 은 1991 년과 1996 년의캐나다인구총조사를이용하 여양육수당이출산여부에미치는영향을분석하였다. 기타독립변수로 는연령, 교육, 배우자유무, 기존자녀수, 이민자여부, 인종, 가구소득,

34 24 저출산대책의효과성평가 주단위성장률, 주단위이민율, 주정부교육지출등이이용되었다. 이논문의가장큰특징은퀘벡주와다른주의상이한제도를이용하여 Difference-in -Difference(DID) 모델을이용했다는데있다. 즉, 양육수당은출생순에따라혜택이상승하는데퀘벡주에서는 1980~90년대에몇차례지원액이인상된바있고이를통해 DID 분석이가능하다. 분석결과는정책의출산제고효과가있는것으로나타나는데특히기존자녀가두명이상인경우추가출산가능성이 25% 정도로크게증가하는것으로나타났다. 이논문은퀘벡주의특이성을이용해 DID 기법을적용했다는점에서기존논문의문제점을해결하려고한특징이두드러지나퀘벡주의관찰되지않은주요특성이출산율을높이는요인으로작용했을수도있다는한계가있을수있다. 캐나다자료를쓰고같은 DID 기법을적용한또다른최근논문으로 Ang(2015) 을들수있다. 이논문은캐나다총조사와노동력조사자료를바탕으로출산휴가와양육수당이출산여부와여성의노동시장참가율에미친영향을분석하는데, 앞의논문과같이양육수당외에도출산휴가의집행권이 2006년연방에서주단위로이관되면서퀘벡주에서혜택이높아진것에착안해 DID 기법을쓰고있다. 분석결과출산휴가는출산과여성의노동시장참가율에긍정적영향을미치고양육수당의경우도미미하지만출산에긍정적영향을보인반면여성의노동시장참가율에는부정적영향을미치는것으로나타난다. 이논문역시퀘벡주의특이성을이용해 DID 기법을적용했다는점에서기존논문의문제점을해결하려고한점이두드러지나퀘벡주의관찰되지않은주요특성이출산율을높이는요인으로작용했을수있다는한계에서역시자유롭지못하다.

35 제 2 장선행연구고찰및함의 영국 Brewer, Ratcliffe, Smith(2012) 는 Family Resource Survey( 횡단면 ) 자료와 Family Expenditure Survey(1995~2004년 ) 자료를이용하여근로가구의세금혜택 (WFTC: Working Families Tax Credit) 이출산여부에미친영향을분석한다. WFTC는자녀수에따라조세혜택을부여하는지원제도로 1999년에지원수준이상향조정되었으며그에따른혜택은저소득층에주로집중되고있다. 앞의캐나다경우와마찬가지로지원수준이상향조정된것을이용하여정책시행전과시행후를비교하는 DID 기법을쓰고있다. 분석결과정책은유배우여성의출산에긍정적영향을미치는것으로나타났으나배우자가없는여성에게는영향이없는것으로나타난다. 하지만저소득층과고소득층의두그룹이출산에서서로다른추세를가진다면 DID 결과가유효하지않을수도있는데, 이에따라논문은두그룹이서로다른추세를갖는지를테스트했으며그결과유의미하게다른추세가존재하지않는다는것을밝히고있다. 5. 스페인 Gonzaĺez Luna(2013) 는스페인의국가통계, 가구지출조사, 월별노동력실태조사등을이용하여출산보조금제도시행여부가월별임신자수및월별낙태자수, 월별가구지출, 여성의노동공급등의종속변수에어떤영향을미쳤는가를분석한다. 가구지출및여성노동공급등의분석에 DID가이용되었으며정책변수를다루는모델에서 regression discontinuity 디자인을이용한특징이있다. 분석결과해당정책이출산에긍정적영향을미치는것으로나타나며낙태를감소시킨것으로도나타

36 26 저출산대책의효과성평가 난다. 또한해당정책은소비를증가시키지않고출산이후노동공급을감소시키는효과를보이는것으로나타난다. 즉, 이는노동공급을줄이는것에따르는소득감소를출생보조금으로충당하는것으로해석되는결과라고할수있다. 또한 Azmat와 Conzález(2009) 의연구결과에서는스페인의소득세개혁이출산율을약 5% 증가시키며 3세미만의자녀가있는여성의취업률을약 2% 증가시킨것으로나타난다. 6. 호주 Drago et al.(2011) 은 Household, Income and Labour Dynamics 2001~2006년자료를이용하여아동수당 (baby bonus) 이출산의도에어떤영향을미쳤는가를분석한다. 아동수당은 2004년 7월이후출생아를대상으로 1인당 3,000호주달러가지급되었는데이지급은소득, 고용상태, 출생순등에관계없이지급되었다. 하지만 2006년 7월에는이것이 4,000호주달러로상승하였고, 다시 2008년 7월에는 5,000호주달러로상승하였으며 2009년부터고소득층은혜택에서배제되었다. 추정방식으로는도구변수프로빗모델과연립방정식모델이이용되었는데여기서저자들은특히정책과출산의도의상호작용에초점을맞춘다. 즉, 아동수당수령여부와출산의도가서로영향을미칠수있고출산의도가있다고하더라도이것이아동수당때문이아닐수도있으며, 출산의도가실제출산으로이어지지않을수도있는가능성을열어두고이를하나씩테스트하고있는특징이있다. 분석결과는아동수당이출산의도에유의미한영향을미치는것으로나타난다. 이논문은정책과출산의상호작용에초점을맞춘특징이있

37 제 2 장선행연구고찰및함의 27 다. 하지만저자들이밝히고있듯이개인들이고용이나저축등여타제반조건이갖추어진후에출산의도를가질수있어시간적으로개인들이출산장려금에즉각반응하지않을수있다는지적이있을수있다. 특히 2004년제도도입시 2006년 7월의장려금인상계획도함께공시되었으므로출산연기효과가나타났을수도있다. 7. 독일 Neugart와 Ohlsson(2013) 은 2004/2005, 2005/2006, 2006/2007 년도의연말연초출산자료를이용하여출산급여 (Parental benefit) 가출생일에미치는영향을연구하고있다. 즉, 2006년마지막주에출산을했으면 0의값이, 2007년첫주에출산을했으면종속변수로 1의값이주어진다. 이제도에따르면 2007년 1월 1일이후출생아의부모가출산휴가를갈경우지난 1년간월평균임금의 67% 를 1년간지급하게된다 (300~1,800유로, 근로경력이없는경우최소액지급 ). 하지만 2007년 1 월 1일이전제도에따르면근로경력을불문하고출산후 1년간월 450유로만지급받게된다. 따라서새로운제도하에서는근로경력이있는여성이출산으로가장큰혜택을받게되어있다. 문제는여성이출산일을조정할수있는가이다. 약물로하루이틀정도연기하는것은가능하나개인이임의로출산일을조정하는약물을사용할수없다는문제가있다. 그러나출산통계를보면실제로토요일, 일요일이출생아수가적은것을알수있는데이에따라저자들은출산일이어느정도조정가능하고실제출산일조정이행해지는것으로추정하고있다. 방법론으로는정책시행전후와근로여성과비근로여성이비교되는 DID가이용되었다. 분석결과정책시행으로실제로출산일이 2006년말에서 2007년초로연기된것으로

38 28 저출산대책의효과성평가 나타나정책이출산일에유의미한영향을미치는것으로나타난다. Cygan-Rehm(2016) 은독일의 2001/2002~2006/2007년통계를이용해위의논문과마찬가지로출산급여가추가출산여부에미치는영향을 DID 기법을이용하여조사하였다. 분석결과는출산급여가추가출산시기에역시유의미한영향을미치는것으로나타난다. Bauerschuster et al.(2013) 는별도로독일지역단위자료를활용하여 3세미만아이의공공보육시설이용률이합계출산율에미치는영향을분석하였으며연구결과는역시긍정적효과가있는것으로나타난다. 8. 이스라엘 Cohen et al.(2013) 은이스라엘통계청의 1999~2005년패널자료를이용해자녀보조금지원액의현재가치가임신여부에미치는영향을분석하였다. 이스라엘의자녀보조금은 18세미만의자녀를대상으로하는정부보조금으로 1959년에도입되었으며이스라엘을대표하는복지정책중하나이다. 2003년이전에는셋째아이이후부터보조금단가가크게상승하는특징이있었으나재정개혁의일환으로 2003년이후에태어난셋째아이부터는보조금수준이다른모든출산순위자녀와동일하게낮추어졌다. 분석모델로는 Fixed-effects 방법이사용되었다. 분석결과자녀보조금의증감은출산에유의미한영향을미치는것으로나타났으나고소득층에는상대적으로그영향이낮은것으로나타났다. 9. 러시아 Slonimczyk 와 Yurko(2014) 는 Russian Longitudinal Monitoring

39 제 2 장선행연구고찰및함의 29 Survey의 2000~2011년자료를이용해서출산자본제도 (Maternity capital program) 가둘이상자녀를출산하게하는가를분석하였다. 출산자본제도는 2007년 1월에도입해서 2016년까지한시적으로시행한제도로둘이상자녀를출생할경우매년물가가연동되는특정수준의펀드를받을수있는권리를부여하는제도이다. 2007~2012년가구당평균수혜액은약 1만 1,000달러수준이며제도도입당시펀드사용조건은출생아가 3세가된이후부터주택구매, 자녀교육, 여성부모연금투자목적에만사용할수있다. 분석모델로는 DID가사용되었으며분석결과해당정책이둘째이상출산에유의미한영향을미친것으로나타나고있다. 해당시기에여타출산지원제도 ( 출산휴가, 출산장려금등 ) 의변화가있었으므로 DID 분석의한계로지적될수있는비교그룹들의추세가동일한가하는문제가제기된다. 이를분석하기위해저자들은 Dynamic stochastic model 등을이용하여추가분석자료를제공하고있다. 10. 한국 이삼식, 최효진, 정혜은 (2010) 이후국내에서도저출산대책의효과성에대한추가분석이여러편발표되었다. 이연구에서는시계열및시군구단위자료가사용되었다. 시계열분석에서는육아서비스이용률과출산율간에강한상관성이있으나시군구간출산율의차이를유의미하게설명하지는못하는것으로분석되었다. 2010년이전논문은이삼식, 최효진, 정혜은 (2010) 에서잘다루어졌으므로그이후에출간된논문을간략히살펴보면다음과같다. 최준욱, 송헌재 (2010) 는출산장려금이가임여성의출산의사결정에미치는영향을분석하였으며, 그결과출산장려금이출산계획을유도하

40 30 저출산대책의효과성평가 는방향으로작용하고있는것으로나타난다. 정성호 (2012) 는 2009 전국결혼및출산동향조사자료를활용하여정책인지도및경험도가추가출산계획에미치는영향을분석하였으며, 그결과경제적지원정책과양성평등문화조성의인지도는출산계획의가능성을높이는것으로나타난다. 홍정림 (2013) 의연구에서도보육비지원이추가출산의향에긍정적인영향을미친것으로분석된다. 서민희, 이혜민 (2014) 은 2009년과 2012년 < 보육실태조사 > 를이용하여보육료와교육비지원여부가추가출산의사에긍정적인영향을미치지못한것으로추정하였다. 같은자료를이용한홍석철등 (2012) 과김정호, 홍석철 (2013) 의연구에서도보육료지원정책이다자녀출산의사에유의미한영향이없는것으로추정되고있다. 가장최근의자료로는시도별집계자료를이용하고내생적문제를최소화하기위해 GMM 모형을사용한우석진, 송헌재, 김태우 (2014) 의연구가있는데이논문은보육예산의증가가출산율을제고하는데효과가있었지만그크기는작았다고분석한바있다. 이와는약간별도로지자체의출산축하금효과성을분석한연구가있는데 (Hong et al., 2015; Lee & Jung, 2015), 이들논문에서도출산축하금이출산아수증가에유의미한영향이있는것으로나타나고있다. 그리고이철희 (2012) 는 1991~2010년의전체여성합계출산율과 1991~ 2005년교육수준별합계출산율변화의요인을분해한바있으며, 이철희, 정선영 (2015) 은 2000~2010년시군구별자료를이용하여각시군구의정책적ㆍ사회경제적특성이유배우출산율에미친효과를분석하였다. 한편양육수당지원은 2009년에도입된정책이라관련논문이거의없는실정인데유일한논문이라고할수있는유해미등 (2011) 의연구에서는전국의양육수당수급자를대상으로한설문조사를통해양육수당이추가출산에긍정적인효과가없다고분석하고있다.

41 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 제 1 절서론 제 2 절자료 제 3 절합계출산율변화의분해방법 제 4 절전체여성합계출산율변화요인분석결과 제 5 절학력별여성합계출산율변화요인분석결과 제 6 절유배우출산율과무배우혼인율간의상관관계분석 제 7 절유배우출산율과무배우혼인율상관요인분석 제 8 절소결

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43 3 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 << 제 1 절서론 지난 10년동안의출산장려정책을올바르게평가하고추후의적절한정책방향을설정하기위해서는왜 2005년이후의출산율이정체상태에있는지를정확하게이해할필요가있다. 기존의저출산대책이효과적이지못했다고평가하는가장중요한근거는지난 10년동안출산율이증가하지않았다는사실이다. 그렇지만특정한출산장려정책의효과를평가하기위해서는실제의합계출산율변화를관찰하는것만으로는충분하지않고, 그정책이없었을경우출산율이어떻게변했을지를추정하는작업이필요하다. 또한특정한정책의효과를정확하게평가하기위해서는그정책에영향을받을것으로예상되는인구집단혹은성과지표를면밀하게관찰할필요가있다. 이와관련된몇가지중요한과제를제시하면다음과같다. 첫째, 우리나라와같이대부분의출산이혼인한여성에게서발생하는사회에서는합계출산율이유배우여성의출산율 ( 이하유배우출산율 ) 과함께여성인구가운데유배우여성이차지하는비율 ( 이하유배우여성비율 ) 에영향을받게된다. 그런데지난 10년동안의저출산대책은출산장려금지급이나영유아보육지원같이결혼한부부로하여금출산의유인을갖도록하는데초점을맞추었다. 따라서이정책의성공여부를판단하기위해서는유배우비율의변화와유배우출산율의변화를분리해서분석할필요가있다.

44 34 저출산대책의효과성평가 둘째, 특정한정책의영향은각정책대상의사회경제적, 인구학적특성에따라다르게나타날수있다. 예컨대출산장려금이나보육지원정책이유배우출산율에미치는효과는부모의연령, 사회경제적지위, 출산순등에따라다를수있다. 어떤집단에는긍정적인효과를미치는정책이다른집단에는부정적인영향을가져올수있는개연성도배제할수없다. 따라서정책의효과를분석하는데최대한상이한인구집단의이질성을고려할필요가있다. 셋째, 출산장려정책이진공상태에서시행되는것이아니기때문에그효과가다른사회경제적요인이나정책적요인에따라증폭되거나상쇄될수있다. 많은연구에서청년고용, 주거비용, 교육문제등이결혼과출산의결정에영향을미치는중요한요인이라는것을지적한바있다. 저출산대책의효과가있었다하더라도다른사회경제적, 정책적요인이이를압도하여출산율이정체했을개연성도있다. 따라서특정한저출산대책의효과를정확하게분석하기위해서는다른정책이나사회경제적환경의영향을최대한통제할필요가있다. 이연구는이와같은문제의식을가지고다음의작업을수행한다. 첫째, 2000~2014년연령별유배우여성비율과유배우출산율을추정하고각각의요인이이기간합계출산율변화에어떤영향을미쳤는지를분석한다. 둘째, 2000~2014년연령별무배우여성혼인율을추정하고혼인율의변화가유배우비율및유배우출산율의변화와어떻게상관되어있는지를분석한다. 셋째, 시군구별자료를이용한패널고정효과모형을추정함으로써정책적, 경제적, 환경적요인이유배우출산율과무배우혼인율에미친영향을분석한다. 마지막으로이세가지결과를결합함으로써 2000년대중반이후의출산율정체의원인을밝히고이시기저출산대책이과연실패했는지에대한평가를내리고자한다.

45 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 35 이장의분석은다음과같은점에서관련된주제에대한기존의연구와차별성을갖는다. 첫째, 합계출산율의변화를유배우여성비율의변화와유배우출산율의변화로분해함으로써출산율변화의원인과 2005년이후저출산대책의효과에새로운시사점을제공하고자시도했다. 둘째, 이연구는유배우여성비율을결정하는좀더세부적인요인인연령별유배우이혼율, 연령별유배우사별비율, 연령별무배우혼인율등을추정하여분석하였다. 특히유배우여성비율변화의가장중요한결정요인이라고할수있는무배우혼인율의변화와결정요인을명시적으로분석하였다. 마지막으로이연구는데이터가허락하는한여성인구를최대한세분화하여각각의인구집단을대상으로별도의분석을수행하였다. 이러한분석은출산장려정책과제반사회경제적요인의변화가합계출산율을결정하는여러가지인구변수에어떻게다른영향을미쳤는지, 그리고그러한영향이인구집단별로어떻게달랐는지를판단하는데유용한증거를제시해줄수있을것으로기대한다. 이철희 (2012) 는 1991~2010년의전체여성합계출산율과 1991~2005 년교육수준별합계출산율변화의요인을분해한바있다. 이논문의결과는 1991~2005년의합계출산율이하락한주된원인은유배우여성비율의감소였고, 이기간유배우출산율은다소증가하여합계출산율을증가시킨요인으로작용하였다는것을보여준다. 이보고서에서는 2005년이후출산장려정책의효과를평가하는데적합하도록분석기간을 2000~ 2014년으로설정하여유사한분석을수행하였다. 1998년외환위기의직접적인충격에서벗어난 2000년이후의 15년은사회경제적인여건에서비교적동질적인시기이기때문에 2000년이후의기간만을고려하는것이분석의목적에적합하다고판단하였다. 또한이보고서에서는무배우여성의혼인율변화추이와이것이유배우비율에미친효과를추가적으

46 36 저출산대책의효과성평가 로분석하였다. 이철희, 정선영 (2015) 은 2000~2010년시군구별자료를이용하여각시군구의정책적, 사회경제적특성이유배우출산율에미친효과를분석하였다. 이보고서는이를다음과같이확장, 보완하였다. 기존연구에서명시적으로고려된바없는시군구별무배우여성의혼인율을추정하여이변수가유배우혼인율과어떻게상관되어있는지를분석하였다. 또한유배우출산율과무배우혼인율의결정요인을중심으로회귀분석을수행하고그결과를비교하였다. 그리고그결과를바탕으로합계출산율변화를좌우하는두인구변수가정책적, 사회경제적요인에다르게반응했는지를결정하였다. 이와같은데이터의확장과추가분석에도불구하고보고서의전반적인완결성을살리기위해선행연구에서언급되었던내용의일부를포함하는것이불가피했음을밝혀둔다. 제 2 절자료 1. 혼인상태별출산율과혼인율자료 결혼과출산에관련한적절한분석을수행하는데는전체여성이아닌혼인상태에따라구분한여성들의혼인율과출산율자료가필요하다. 이러한자료를구축하기위해다음의두가지데이터를결합하는작업을하였다. 첫째, 출산 혼인 이혼등인구변동의요인이되는특정한사건을경험한개인혹은가구를모집단으로하는인구동태조사를이용하여출산율과혼인율의분자에해당하는여성의특성별출산아수와혼인건수를계산하였다. 둘째, 전국민을모집단으로하는인구자료 ( 추계인구, 인

47 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 37 구총조사, 주민등록자료등 ) 를이용하여출산율과혼인율의분모에해당하는인구특성별여성인구를추계하였다. 그리고출산율과혼인율의분자와분모는공통여성인구의사회경제적특성및지역을매개로하여연결하였다. 예컨대 2005년 25~29세대졸유배우여성의출산율은 2005년인구동태조사원시자료에서계산한 25~29세의대졸유배우여성에게서태어난출산아수를같은연도통계청추계인구및주민등록인구에서계산한동일한인구특성을지닌여성의연앙인구 (mid-year population) 로나누어계산하였다. 마찬가지로 2005년 25~29세대졸무배우여성의혼인율은 2005년인구동태조사원시자료에서계산한 25~29세대졸무배우여성의혼인건수를같은연도통계청추계인구및주민등록인구에서계산한동일한인구특성을지닌여성의연앙인구로나누어계산하였다. 분모로이용된인구자료의출처는분석대상이되는변수와인구특성에따라상이하다. 성별, 연령별, 혼인상태별전국자료의경우통계청에서제공하는추계인구집계자료를이용하였다. 성별, 연령별, 혼인상태별, 교육수준별전국자료의경우통계청에서추계인구를제공하지않기때문에 2000년부터 2010년까지의인구주택총조사원시자료 2% 표본을이용하여각총조사연도의성별, 연령별, 혼인상태별인구의교육수준별분포를계산한다음이것을추계인구에서얻은성별, 연령별, 혼인상태별인구에적용하여계산하였다. 총조사연도가아닌연도의모수는선형보간 (linear interpolation) 기법을이용하여추정하였다. 얼마전에조사가끝난 2015년총조사의원시자료는당분간제공되지않기때문에 2010년이후에는이기법을적용할수없다. 따라서교육수준별분석은 2000~2010년으로제한되었다. 시군구별자료의경우추계인구가제공되지않기때문에주민등록인구

48 38 저출산대책의효과성평가 통계자료를이용하였다. 주민등록인구통계의경우에도성별, 연령별인구에대해교육수준과혼인상태를동시에구분한인구수를제공하지않는다. 따라서전국자료의경우와마찬가지로총조사원시자료에서계산한교육수준분포를적용하여총조사연도의해당인구수를계산하고선형보간법을이용하여나머지연도의해당인구수를계산하였다. 시군구별로연령별, 혼인상태별인구를계산하기위해서는시군구코드를제공하는마이크로총조사자료가필요하다. 2015년은아직이러한데이터를얻을수없기때문에시군구단위분석도 2010년까지의기간으로제한할수밖에없었다. 인구동태자료의학력분류는무학, 초등학교, 중학교, 고등학교, 대학이상등으로구분되어있으며재학, 중퇴, 졸업의구분은제시되어있지않다. 이연구에서는학력을대학교육미만 ( 저학력 ) 과대학교육이상 ( 고학력 ) 등두범주로나누었다. 원칙적으로대학재학생이나중퇴자는고등학교졸업으로분류되어야하지만이철희 (2012) 의상세한분석결과에따르면대학재학생이나중퇴자가자신의학력을 고등학교 보다는 대학 으로보고하는것으로보인다. 따라서 대학이상 은 2년제및 4년제대학재학생, 중퇴자, 졸업생모두를포함하는범주로볼수있다. 2. 시군구별유배우출산율및무배우혼인율상관요인변수 출산율과혼인율에영향을미칠수있는지역별특성을보여주는요인으로보육여건, 주거비용, 지역의경제여건, 출산장려정책등을고려하였다. 실제로분석에이용된변수는시군구별로가용한데이터에따라크게제약될수밖에없었다. 보육여건을나타내는자료로는영유아 (0~4 세 ) 1,000명당전체보육시설수와국공립보육시설수를이용하였다. 전

49 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 39 체보육시설수는 2003~2008년은각시도통계연보를, 2009년이후는보건복지부의보육통계를활용하였다. 국공립보육시설수자료는 2009 년까지는보육통계를, 2010년부터는어린이집정보공개포털 1) 자료를활용하였다. 주거비용을나타내는변수로는한국감정원의전국주택가격동향조사에서공표하는주택매매가격종합지수와주택전세가격종합지수를활용하였다. 다음으로지역의경제여건을분석모형에고려하기위해지방세자료를이용하였는데, 이자료는행정자치부에서매년제공하는시군구별지방세통계를이용하였다. 출산장려정책을대리하는변수로는지자체별사회복지예산자료와출산장려금자료를활용하였다. 사회복지예산은행정자치부의재방재정연감에서자료를구하였으며, 출산장려금의경우보건복지부의자료를활용하였다. 2) 제 3 절합계출산율변화의분해방법 연령별합계출산율의변화를유배우여성비율의변화와유배우출산율의변화로분해하는기법은이철희 (2012) 에설명되어있다. 3) 논문의완결성을위해이를다시소개하면다음과같다. 합계출산율은가임기 (15~49세) 여성의연령별 1인당출산아수를가임기연령전체로합산하여계산되는데, 연령별 1인당출산아수는유배우여성출산아수와무배우여성출산아수의가중평균으로나타낼수있다. 따라서특정연도 (t) 의합계출산율은다음과같이표현될수있다. 1) 2) 각변수의출처와데이터가제공된기간은 < 부표 > 에보고되어있다. 3) 이절의내용은기본적으로이철희 (2012) 4 절에기초하고있으며다만유배우여성비율변화의효과를예로든것을이연구의초점이유배우출산율변화의효과로대체하였다.

50 40 저출산대책의효과성평가 (1) 여기에서각부호와첨자의의미는다음과같다. t: 연도, a: 연령, TFR: 합계출산율, P: 여성인구, M: 유배우여성인구, BM: 유배우여성출산아수, BN: 무배우여성출산아수, m: 유배우여성인구비율, fm: 유배우출산율, fn: 무배우출산율 위의식은합계출산율의변화가각연령의유배우여성인구비율 (m), 각연령유배우출산율 (fm), 각연령무배우출산율 (fn) 의변화에따라결정된다는것을보여준다. 따라서기초적인분석의출발점은이각각의요인이합계출산율의변화를얼마나설명하는지를밝히는것이다. 합계출산율변화의분해는특정한요인이기준시점으로부터변화하지않았을경우의가상적인합계출산율변화와실제의합계출산율변화를비교함으로써수행할수있다. 예컨대전체가임연령의유배우출산율의변화가합계출산율변화에미친효과를다음과같이분석할수있다. 편의상기준시점을 t=0로, 비교시점을 t=t라고하자. T기의실제합계출산율은다음과같이계산된다. (2) 그리고기준시점 (t=0) 의유배우출산율 ( ) 이 T기까지변화하지않고 유지되었을경우의가상적인합계출산율은다음과같이계산될수있다. (3) 유배우출산율의변화가합계출산율변화에기여한몫은다음과같이 계산될수있다.

51 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 41 (4) 그리고유배우출산율변화가합계출산율변화의몇퍼센트를설명하 는지는다음과같은수식으로계산될수있다. (5) 이와같은분해는전체가임연령여성의유배우출산율뿐만아니라특 정연령유배우출산율변화에도같은방법으로수행할수있다. 예컨대 25~29 세여성유배우출산율변화가가져온효과를분석하기위해서는 기준시점 (t=0) 25~29세인구유배우출산율 ( ) 이 T기까지변화하 지않았을경우의가상적인합계출산율 [ ] 을계산하고, 이 계산결과를이용하여해당연령유배우출산율의변화가합계출산율변 화에미친효과의크기 [, 등 ] 를계산하면된다. 이러한방법은유배우여성비율변화가합계출산율 변화에기여한정도를분석하는데도동일하게적용된다. 제 4 절전체여성합계출산율변화요인분석결과 1. 합계출산율분해요인의변화 앞절에서소개한분해식이보여주는것처럼특정시점의합계출산율 을결정하는주된요인은연령별유배우여성의비율, 연령별유배우출 산율, 연령별무배우출산율등이다. 그런데우리나라는혼외출산을어

52 42 저출산대책의효과성평가 렵게만드는사회ㆍ문화적여건으로말미암아무배우출산율이매우낮은수준에머물러있다. 따라서근래의합계출산율변화요인을분석하기위해서는연령별유배우여성비율과연령별유배우출산율의변화효과를보는것이더욱중요할것으로판단된다. 선행연구 ( 이철희, 2012) 는전체여성으로는 1991~2009년데이터, 교육수준별로는 1991~2005년데이터를이용하여합계출산율의변화요인을분해한바있다. 이절의나머지부분에서는최근의데이터 ( 전체여성은 2010년부터 2014년, 학력별로는 2006년부터 2010년까지의데이터 ) 를추가하고, 분석기간을 2000년이후로재설정하여선행연구의분석을다시수행한결과를보고하고자한다. 특히정부의출산장려정책이본격적으로수행되었던 2005년이후의기간과그이전기간간의차이를분석하는데초점을맞출것이다. < 표 3-1> 의 (1) 열은 1991년이후연령별유배우여성비율을제시하고있으며 [ 그림 3-1] 은 2000년이후의변화를시각적으로보여준다. 예컨대 M2024는 20~24세여성의유배우비율을나타낸다. 그림에나타난결과는모든가임연령에서유배우여성비율이감소하는추세를보여준다. 2000년대초까지이미매우낮은수준으로떨어진 25세미만여성의유배우비율은 2005년이후정체하고있는반면 20대후반과 30대초반여성의유배우비율은근래 14년동안에도꾸준히감소하였다. 2000년에는거의 90% 에가까웠던 30대후반여성들의유배우비율도지속적으로감소하여 2014년에는 75% 까지로떨어졌다.

53 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 43 표 ~2014 년연령별유배우비율과유배우출산율 연도 (1) 연령별유배우비율 15~19세 20~24세 25~29세 30~34세 35~39세 40~44세 45~49세 연도 (2) 연령별유배우출산율 15~19세 20~24세 25~29세 30~34세 35~39세 40~44세 45~49세

54 44 저출산대책의효과성평가 연도 (2) 연령별유배우출산율 15~19세 20~24세 25~29세 30~34세 35~39세 40~44세 45~49세 그림 ~2014 년연령별유배우여성비율 [ 그림 3-2] 는전체가임연령여성의유배우비율을종합적으로나타내기위하여계산한 유배우비율지표 를보여준다. 이는연령별유배우비율을모두더한뒤연령집단의수로나누어계산한것이다. 예컨대 20~49세여성유배우비율의지표 ( 그림에는 mar_2049로표시되어있

55 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 45 음 ) 는해당연령각 5세구간의유배우비율을모두더한뒤연령집단의수인 6으로나누어얻을수있다. 한개인으로서이지표는 20세이후 49 세까지유배우상태로남아있을것으로기대되는기간의비율을보여준다. 그림에나타난결과는매우급격한유배우여성비율의감소를보여준다. 2000년의 20세여성은 49세까지 70% 이상의기간을혼인상태에서보낼것으로기대할수있었으나 2014년에는그비율이 54% 로감소하였다. 유배우비율감소는 2000~2014년매우안정적인추세를보여준다. 그림 ~2014 년 20~49 세유배우여성비율 [ 그림 3-3] 은연령별유배우출산율의변화를보여준다. 예컨대 TFRM2529는 25~29세유배우여성의출산율을나타낸다. 20대유배우여성들의출산율은상당한정도의단기적인변동성을보이지만전반적으로유배우출산율의하락추세를발견하기는어렵다. 오히려 30대초반

56 46 저출산대책의효과성평가 이후유배우여성의출산율은장기적으로상승하는추세를보여준다. 단기적으로는연령별유배우출산율의추이가차이를보인다. 20대후반여성의유배우출산율은 2002년부터 2007년까지증가세를보이다가이후완만하게감소하는추세를보인다. 반면 30대여성의유배우출산율은 2000년이후꾸준하게증가하는추이를나타낸다. 그림 ~2014 년연령별유배우출산율 [ 그림 3-4] 는 2000년의혼인상태가변화하지않았을경우, 궁극적으로혼인한여성이가질것으로기대되는자녀의수를보여준다. 이를이하에서는유배우합계출산율 (Marital Total Fertility Rate: MTFR) 이라고부르기로한다. 이는다음과같이계산할수있다. (6)

57 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 47 이식에서 는궁극적으로혼인하는여성들가운데 세에결혼하는여성의비율을나타낸다. 따라서이를가임연령전체에대해합하면 1이 된다 ( ). 여기서이비율은 2000년의연령별유배우여성비 율을이용하여계산하였고, 이비율이 2014 년까지변화하지않았다고가 정하였다. 그리고이고정된연령별혼인확률 (hazard rate of marriage) 과각연도의유배우출산율을식 (6) 에적용하여이지표를계산하였다. 실제의계산에서는 5세단위의혼인확률과유배우출산율이이용되었다. 그림 ~2014 년유배우합계출산율 [ 그림 3-4] 에제시된계산의결과는 2000~2014년유배우합계출산율이증가했다는것을보여준다. 이러한추세는세기간으로나누어살펴볼수있다. 2000~2005년에는유배우합계출산율이약간하락하였다. 이는 2000~2002년의감소와이후 3년동안의약한회복세를반영한것이

58 48 저출산대책의효과성평가 다. 2005~2012년에는유배우출산율이약 1.7에서 2.3으로크게증가하였다. 이는 2005~2007년의매우빠른증가, 2007~2009년의정체, 2009~2012년의증가를반영한추세이다. 2012~2013년에는유배우출산율이크게감소했으며 2013~2014년에는약한반등이나타났다. [ 그림 3-5] 와 [ 그림 3-6] 은출산장려정책이본격적으로시행된 2005 년이후의변화를자세히살펴보기위해 2005~2014년의유배우여성비율과유배우합계출산율의변화를비교한결과를보여준다. 2005년이후유배우합계출산율추계에서는 2000년이아닌 2005년의연령별혼인확률 (hazard rate of marriage) 을적용하였다. 2000~2005년특정연령까지결혼하는여성들의비율이감소했을것이므로이러한기준연도변화는유배우합계출산율을낮추게될것이다. 그리고혼인연령이늦어졌을것이기때문에기준연도의변화는상대적으로젊은유배우여성의출산율변화효과를감소시킬것이다. 2005년이후의결과는 2000년이후전체기간의결과를확인해준다. 20~49세유배우여성비율은 2005년이후에도지속적으로감소하였는데 2010년이후감소세가다소약화되다가 2013년이후다시가파르게증가되는양상을보여준다. 2005년의연령별혼인확률을적용할경우유배우합계출산율의수준은크게감소하지만시간에따른변화추세는그대로유지된다. 즉, 유배우합계출산율은 2005~2007년빠르게증가하였고, 2007~2009년정체했으며, 2009~2012년다시증가하였다. 2012~2013년유배우합계출산율이급격하게감소한것도거의유사하게나타난다. 다만 2005년의결혼확률을적용할경우 2013~2014년유배우합계출산율의반등이상대적으로더큰것으로추정된다. 이는 2013년이후유배우출산율의반등이주로 30대여성들에게서나타났기때문으로풀이된다.

59 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 49 그림 ~2014 년 20~49 세유배우여성비율 그림 ~2014 년유배우합계출산율

60 50 저출산대책의효과성평가 2. 합계출산율변화요인분해결과 이장의제2절에서소개한이철희 (2012) 의방법을적용하여전체여성들의합계출산율변화요인을분해하였고그결과가 < 표 3-2> 에제시되어있다. 여기에서 TFR 기여 는각요인의변화가초래한합계출산율변화분을의미한다. 유배우여성비율변화의기여를계산하는방법은 < 식 4> 에제시되어있다. 이지표가양수라는것은해당요인의변화가합계출산율을증가시키는역할을했다는것을의미한다. 기여도 (%) 는각요인이해당기간합계출산율변화의몇퍼센트를설명하는지를보여준다. 합계출산율이감소한기간에있어서기여도가음수라는것은해당요인의변화가합계출산율을증가시키는역할을했음을의미한다. 합계출산율이장기적으로감소했던 1991~2005년의결과는이철희 (2012) 에보고된바있다. 그결과를다시요약하면다음과같다. 2005년이전의 15년동안합계출산율감소는전적으로유배우비율의변화로설명된다. 특히이가운데 25~29세여성의유배우비율감소는합계출산율감소의 75% 를설명하는것으로나타났다. 20~24세및 30~34세유배우비율감소는각각합계출산율감소의 30% 와 16% 를설명하는것으로추정된다. 반면유배우출산율의기여도는음수로나타난다. 이는유배우출산율의변화가유배우비율변화가초래한합계출산율감소를상당정도상쇄하는역할을했다는것을의미한다. 특히 30대유배우여성의출산율증가는합계출산율의감소폭을상당히줄이는역할을했던것으로추정된다. < 표 3-2> 에제시된 2000~2005년의결과는 1991~2005년에대한결과와약간의차이를보인다. 유배우비율의감소가합계출산율감소의주된요인이었다는것은장기간의결과와유사하다. 즉, 전체유배우비율

61 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 51 감소는합계출산율감소의약 5분의 4를설명하며, 특히 20대후반여성의유배우비율감소는합계출산율감소의거의절반을설명하는것으로추정되었다. 다른한편이기간은유배우출산율도하락하여합계출산율을낮추는역할을하였다. 이는유배우출산율이증가했던이전 10년과는상이한결과이다. 이를좀더자세히들여다보면 20대의유배우출산율이상당히감소하여합계출산율감소의 20% 를초래한반면 30대의유배우출산율은증가하여합계출산율감소의약 9% 를상쇄한것으로나타난다. 표 3-2 유배우여성비율의변화와유배우출산율의변화가합계출산율변화에미친효과분해 2000~ ~ ~2014 TFR 기여 기여도 (%) TFR 기여 기여도 (%) TFR 기여 기여도 (%) 전체유배우비율 ~19세유배우비율 ~24세유배우비율 ~29세유배우비율 ~34세유배우비율 ~39세유배우비율 ~44세유배우비율 ~49세유배우비율 전체유배우출산율 ~19세유배우출산율 ~24세유배우출산율 ~29세유배우출산율 ~34세유배우출산율 ~39세유배우출산율 ~44세유배우출산율 ~49세유배우출산율 전체무배우출산율

62 52 저출산대책의효과성평가 이연구가초점을맞추고있는 2005부터 2012년까지는합계출산율이증가세를보였다. 출산율이증가했던기간을살펴보기위해 2013년과 2014년을제외하고 2005~2012년의출산율변화요인을분해하는작업을하였다. 이기간에도유배우여성의비율은큰폭으로감소하여합계출산율을거의 0.33 정도낮추는역할을했다. 그러나같은기간유배우출산율이더욱큰폭으로증가하여유배우비율감소의효과를압도하였다. 유배우출산율증가는합계출산율을약 0.44 높이는결과를가져왔는데이는이기간실제합계출산율증가의두배가넘는규모이다. 그이전기간과마찬가지로 20대후반여성유배우비율의감소가합계출산율을낮추는방향으로작용한가장중요한요인이었으며, 30대초반유배우여성의출산율증가는합계출산율을높이는방향으로작용한가장중요한요인이었다. < 표 3-2> 의마지막열은합계출산율이감소했던 2012~2014년의분석결과를보고한다. 이기간의결과는질적으로는 2000~2005년의결과와유사하다. 즉, 합계출산율감소의 70% 는전체유배우비율감소에따라, 다른 24% 는전체유배우출산율감소에따라설명되는것으로추정된다. 다만연령별결과는이전과는약간다른양상을보인다. 2012년이후가되면 30대초의유배우비율감소의효과가 20대중반유배우비율감소의효과와같아지는것으로나타난다. 그리고 30대초반의유배우출산율감소가합계출산율감소의 11% 를설명하는것으로추정되었다. 2000~2005년에 20대후반여성에게서나타났던현상이 30대초반여성들로전이되고있음을시사한다. 또다른주목할만한현상은 30대후반여성의유배우출산율이크게증가하여합계출산율감소를약 26% 나상쇄한요인으로작용했다는것이다. 이는 2000년대초 30대초반여성들에게서나타났던변화가 30대후반여성으로전이되는현상을보여준다.

63 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 53 [ 그림 3-7] 은실제의합계출산율 (TFR) 과 1991년의연령별유배우여성비율이변화하지않았을경우의가상적인합계출산율 (TFR_M) 을비교함으로써위에서수행한분석의결과를시각적으로보여준다. 널리알려져있듯이 2000년 1.5를상회하던합계출산율은 2005년까지 1.1 아래로크게감소하였다. 그리고그이후 1.1과 1.3 사이를오가며정체하였다. 그런데만약 2000년의연령별유배우비율이변화하지않았다면 2000년부터 2005년까지합계출산율이감소하지않고 2005년부터 2012년사이에는크게증가했을것으로추정된다. 2000년유배우비율이변화하지않았을경우 2012년의가상적인합계출산율추정치는거의 2.3에달하여실제합계출산율보다 1명이나더높다. 그림 ~2014 년실제합계출산율및 2000 년유배우비율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 [ 그림 3-8] 은실제의합계출산율 (TFR) 과 2005 년의연령별유배우출 산율이변화하지않았을경우의가상적인합계출산율 (TFR_MB) 을비교

64 54 저출산대책의효과성평가 한결과를보여준다. 2000~2005년에는가상적인합계출산율이실제합계출산율보다약간높은수준에서감소하는추세를보인다. 이는 2005년이전까지유배우출산율의변화가합계출산율의감소를초래했던요인이었다는것을보여준다. 2006년부터는실제출산율이정체하는가운데가상적인합계출산율은이전과유사한추세로감소하는것으로나타난다. 그결과가상적인합계출산율은점차실제합계출산율보다낮아진다. 이는 2005년이후유배우출산율의증가가없었다면합계출산율이실제보다더크게떨어졌을것이라는것을보여준다. 만약 2000년의유배우출산율이이후변화하지않았다면 2014년의합계출산율은 0.8 수준까지감소했을것으로추정된다. 그림 ~2014 년실제합계출산율및 2000 년유배우출산율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 2005 년이후의출산율변화를좀더세밀하게분석하기위해 2005 년 을기준시점으로하는분석을수행하였다. 즉, 2000 년이아닌 2005 년의

65 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 55 연령별유배우비율과유배우출산율이유지되었을경우의가상적인합계출산율을추정하여그결과를 [ 그림 3-9] 와 [ 그림 3-10] 에제시하였다. 2005년의유배우비율이유지되었을경우 2012년까지합계출산율은 1.6 이상으로증가했을것으로추정된다. [ 그림 3-9] 의가상적인합계출산율이 [ 그림 3-7] 이제시한추정치보다낮은것은 2000년보다낮은 2005년의연령별유배우비율이적용되어유배우출산율증가의효과가감소했기때문이다. 그럼에도불구하고유배우비율의감소가없었을경우합계출산율이훨씬더높아졌을것이라는질적인결론에는변화가없다. [ 그림 3-10] 의결과는 [ 그림 3-8] 과마찬가지로 2005년이후유배우출산율이증가하지않았을경우합계출산율이 0.8 수준까지떨어졌으리라는결과를제시해준다. 이렇듯유사한결과가나타난것은 2000년과 2005년의유배우출산율이크게다르지않기때문이다. 그림 ~2014 년실제합계출산율및 2005 년유배우비율이유지되었을경우의가상적인합계출산율

66 56 저출산대책의효과성평가 그림 ~2014 년실제합계출산율및 2005 년유배우출산율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 제 5 절학력별여성합계출산율변화요인분석결과 1. 학력별합계출산율분해요인의변화 여기에서는제4절에서수행한분석을고학력 ( 대학중퇴이상 ) 및저학력 ( 고졸이하 ) 여성을대상으로각각수행함으로써학력별로합계출산율변화요인이어떻게달랐는지를살펴본다. 앞에서설명했듯이이분석을수행하기위해서는연령별, 학력별, 혼인상태별인구수가필요한데이는현재로서는인구주택총조사원시자료를이용하여계산해야만한다. 그런데아직 2015년총조사의원시자료가공개되지않았기때문에학력별분석은불가피하게 2000~2010년으로제한되었다.

67 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 57 표 3-3 고학력 ( 대학이상 ) 여성의연령별유배우비율과유배우출산율 연도 15~19세 20~24세 25~29세 30~34세 35~39세 40~44세 45~49세 (1) 연령별유배우비율 (2) 연령별유배우출산율

68 58 저출산대책의효과성평가 표 3-4 저학력 ( 고등학교이하 ) 여성의연령별유배우비율과유배우출산율 연도 15~19세 20~24세 25~29세 30~34세 35~39세 40~44세 45~49세 (1) 연령별유배우비율 (2) 연령별유배우출산율

69 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 59 < 표 3-3> 과 < 표 3-4> 는 1991년이후고학력및저학력여성의유배우비율변화를보고하고 [ 그림 3-11] 과 [ 그림 3-12] 는 2000년이후의추세를시각적으로보여준다. 그림에서예컨대 MH2529와 ML2529는각각 25~29세고학력및저학력의유배우비율을나타낸다. 학력을구분하는경우연령별유배우비율의감소는전체여성의경우보다더완만하게나타난다. 그림 ~2014 년고학력연령별유배우여성비율

70 60 저출산대책의효과성평가 그림 ~2014 년저학력연령별유배우여성비율 이러한경향은 20~49세여성의유배우비율지표를학력별로보여주는 [ 그림 3-13] 과 [ 그림 3-14] 에서좀더뚜렷하게나타난다. 전체여성의경우 20~49세유배우비율지표는 2000년 70.4% 에서 2010년 56.9% 로약 14% 포인트감소하였다. 그러나이를학력별로나누어볼경우같은기간고학력여성의유배우비율지표는 67.0% 에서 58.1% 로 9% 포인트하락했으며, 저학력여성의유배우비율은 75.0% 에서 65.5% 로 10% 포인트하락하였다.

71 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 61 그림 ~2014 년고학력 20~49 세유배우여성비율 그림 ~2014 년저학력 20~49 세유배우여성비율

72 62 저출산대책의효과성평가 전체여성의유배우비율하락이더크게나타나는것은고학력자비율의장기적인증가가유배우비율을낮춘효과가반영되어있기때문이다. 고학력여성은저학력여성보다더늦은나이에결혼하기때문에여성의교육수준증가는유배우비율감소의주된요인이라고할수있다. 그런데학력별분석결과는이와같은여성교육수준변화의효과가제거되어있기때문에유배우비율감소가더완만하게나타나는것이다. 그림에나타난결과는학력변화의효과를제거하는경우에도유배우비율의감소가고학력자와저학력자모두에게뚜렷하게나타나고있음을보여준다. 학력별로유배우비율의변화를비교하면두가지주된차이가발견된다. 첫째, 저학력여성보다고학력여성의유배우비율감소가더욱두드러지게나타난다. 앞서살펴보았듯이고학력여성의유배우비율이 14% 포인트감소한반면저학력여성의유배우비율감소는 10% 포인트에그쳤다. 그결과두그룹의유배우비율격차는 4% 포인트미만에서약 8% 포인트로두배나벌어졌다. 둘째, 고학력여성의유배우비율이비교적연속적으로감소한반면저학력여성들의유배우비율감소추세는 2005 년이후눈에띄게완화되었다. 다음으로학력별유배우출산율을살펴보자. [ 그림 3-15] 와 [ 그림 3-16] 은각각고학력및저학력여성의 2000년이후연령별유배우출산율이어떻게변화했는지를보여준다. 예컨대 TFRMH2529와 TFRML2529는각각 25~29세고학력및저학력유배우여성의출산율을나타낸다. 연령별에따른차이가발견되기는하지만전체적으로볼때전체여성의경우와마찬가지로유배우출산율의급격한하락은관찰되지않는다. 30대고학력여성과저학력여성의유배우출산율은 2000년이후증가하는추세를보여준다. 고학력과저학력모두 30대초반여성들의유배우출산율은 2005년이후특히빠르게증가하였다.

73 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 63 그림 ~2014 년고학력연령별유배우출산율 그림 ~2014 년저학력연령별유배우출산율

74 64 저출산대책의효과성평가 [ 그림 3-17] 과 [ 그림 3-18] 은 < 식 6> 을이용하여계산한유배우기대합계출산율지표의변화추이를보여준다. 고학력여성의유배우출산율은전체여성의유배우합계출산율과매우유사한시간적변화패턴을보인다. 즉, 2000년부터 2002년까지하락하다가 2002년이후장기적으로상승하는추세를나타낸다. 이러한상승세는 2004~2005년과 2007~ 2009년의단기적인하락으로중단되었다. 특히 2005~2007년에는매우가파른상승세가관찰된다. 2000년당시상대적으로높았던저학력여성의유배우출산율은 2002년까지크게감소하였고이후부터 2006년까지는정체양상을보인다. 2006~2007년의저학력유배우출산율은급등하여 2000년수준을회복하였지만고학력여성들의경우와마찬가지로 2007년부터 2009년까지감소를경험하였다. 이그룹의유배우출산율은 2009년과 2010년사이다시크게증가하였다. 그림 ~2014 년고학력유배우합계출산율

75 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 65 그림 ~2014 년저학력유배우합계출산율 이철희 (2012) 의결과에따르면 2000년이전까지고학력과저학력여성의유배우출산율추이는매우상이하게나타났다. 반면 2000년이후에는두그룹의유배우출산율추이에상당한공통점이발견된다는점이주목된다. 즉, 2000~2002년의급감, 2006~2007년의급증, 2007~ 2009년감소현상이공통적으로발견된다. 2000년이후에도교육수준별로유배우출산율변화에는어느정도차이가나타난다. 예컨대경제적인변화 ( 외환위기의파장, 2008년세계금융위기등 ) 에따라초래되었을가능성이있는 2000~2002년및 2007~2008년의유배우출산율저하는저학력여성에게서더두드러지게관찰된다. 고학력여성의경우 2005년부터유배우출산율이빠르게증가한반면저학력여성의경우 2006년이후급등하는양상을보이는것도다른점이다.

76 66 저출산대책의효과성평가 2. 학력별합계출산율변화요인분해결과 < 표 3-5> 와 < 표 3-6> 은제2절에설명된방법에따라 2000~2005년및 2005~2010년의고학력및저학력여성합계출산율감소요인을분해한결과를보여준다. 2000~2005년의분석결과는전체여성을대상으로한결과와마찬가지로학력별유배우비율의감소가이기간합계출산율감소의더중요한요인이었음을보여준다. 유배우비율의변화는해당기간합계출산율변화의 52%( 저학력자 ) 에서 71%( 저학력자 ) 가량을설명하는것으로나타난다. 반면유배우출산율의변화는합계출산율감소의 20%( 고학력자 ) 에서 38%( 저학력자 ) 정도를설명하는것으로추정되었다. 전체여성을대상으로한분석에비해유배우비율변화의기여도가감소하고유배우출산율변화의기여도가증가한것은앞에서지적했듯이고학력자비율변화의효과가제거되었기때문이다. 표 3-5 유배우여성비율의변화와유배우출산율의변화가합계출산율변화에미친효과분해 : 고학력 2000~ ~2010 TFR 기여 기여도 (%) TFR 기여 기여도 (%) 전체유배우비율 ~19세유배우비율 ~24세유배우비율 ~29세유배우비율 ~34세유배우비율 ~39세유배우비율 ~44세유배우비율 ~49세유배우비율 전체유배우출산율 ~19세유배우출산율 ~24세유배우출산율 ~29세유배우출산율 ~34세유배우출산율 ~39세유배우출산율 ~44세유배우출산율 ~49세유배우출산율 전체무배우출산율

77 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 67 표 3-6 유배우여성비율의변화와유배우출산율의변화가합계출산율변화에미친 효과분해 : 저학력 2000~ ~2010 TFR 기여 기여도 (%) TFR 기여 기여도 (%) 전체유배우비율 ~19세유배우비율 ~24세유배우비율 ~29세유배우비율 ~34세유배우비율 ~39세유배우비율 ~44세유배우비율 ~49세유배우비율 전체유배우출산율 ~19세유배우출산율 ~24세유배우출산율 ~29세유배우출산율 ~34세유배우출산율 ~39세유배우출산율 ~44세유배우출산율 ~49세유배우출산율 전체무배우출산율 ~2010년의결과는그이전기간의결과와는매우다르다. 고학력여성과저학력여성모두에서유배우출산율증가의효과가유배우비율하락의효과를압도함으로써합계출산율이약간증가하는결과를가져왔다. 고학력여성의경우를보면유배우비율이큰폭으로감소했지만유배우출산율증가규모는이보다더컸다. 반면저학력여성의경우유배우비율감소의효과는비교적작았고, 유배우출산율증가의효과는고학력여성과유사한정도였다. [ 그림 3-19] 와 [ 그림 3-20] 은각각고학력여성과저학력여성의실제합계출산율 (TFRH, TFRL) 과 2000년의연령별유배우여성비율이변화하지않았을경우의가상적인합계출산율 (TFR_MH, TFR_ML) 을보여준다. 그림이보여주는결과는위에서수행한분해결과를시각적으로확인해준다. 고학력여성과저학력여성모두 2000년이후연령별유배우비

78 68 저출산대책의효과성평가 율이변화하지않았다면 2010년의합계출산율은 2000년수준보다높았을것으로추정된다. 두학력집단모두 2000~2005년에실제합계출산율과가상합계출산율의격차가더크게벌어진것이관찰되는데, 이는이기간유배우비율감소가출산율감소의더중요한요인으로작용하였음을보여준다. 반면 2005~2010년에는실제합계출산율과가상합계출산율간차이가벌어지는추세가그이전보다완화되었다. 이현상은특히저학력여성의경우뚜렷하게나타난다. 이는 2005년이후유배우비율이감소하여합계출산율이낮아지는효과가줄어들었음을보여준다. 그림 ~2014 년고학력여성실제합계출산율및 2000 년유배우비율이유지되었을경우의가상적인합계출산율

79 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 69 그림 ~2014 년저학력여성실제합계출산율및 2000 년유배우비율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 [ 그림 3-21] 과 [ 그림 3-22] 는각각고학력여성과저학력여성의실제합계출산율 (TFRH, TFRL) 과 2000년의연령별유배우출산율이변화하지않았을경우의가상적인합계출산율 (TFR_MBH, TFR_MBL) 을비교한결과를보여준다. 고학력여성의경우 2006년까지가상적인합계출산율이실제합계출산율보다약간높게나타난다. 이는 2005년까지유배우출산율의감소가미약하게나마합계출산율을감소시키는요인으로작용했다는것을알려준다. 반면 2006년이후부터는유배우출산율의증가가합계출산율을크게높이는요인으로작용했음을확인할수있다.

80 70 저출산대책의효과성평가 그림 ~2014 년고학력여성실제합계출산율및 2000 년유배우출산율이유지되었을경우의가상적인합계출산율 그림 ~2014 년저학력여성실제합계출산율및 2000 년유배우출산율이유지되었을경우의가상적인합계출산율

81 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 71 저학력여성의경우에도 2006년까지가상적인합계출산율이실제합계출산율보다더높으며그격차가고학력여성의경우보다더큰것으로나타난다. 즉, 2006년이전, 유배우출산율의저하가합계출산율을낮추는경향은고학력여성보다저학력여성에게서더강하게나타났다. 반면 2006년이후에는저학력여성들의가상적합계출산율과실제합계출산율의격차가크지않은것을볼수있다. 이는저학력여성들의경우 2006년이후유배우출산율증가가합계출산율증가에미친효과가고학력여성들의경우보다작았다는것을보여준다. 학력별차이를요약하면다음과같다. 2000~2005년에는유배우비율의감소가고학력여성에게서더빠르게나타난반면유배우출산율감소는저학력여성에게서더두드러지게나타났다. 2005년이후고학력여성의유배우출산율증가는저학력여성보다훨씬크게증가하였다. 그러나이기간고학력여성들의유배우비율은이전보다더욱빠르게감소한반면저학력여성들의유배우비율감소현상은다소완화되었다. 이두가지요인의상이한작용으로고학력과저학력여성모두 2005~2010년에약간의합계출산율증가를기록하였다. 제 6 절유배우출산율과무배우혼인율간의상관관계분석 1. 무배우혼인율변화와유배우여성비율 앞절의결과와이철희 (2012) 의연구결과는장기적인합계출산율감 소의주된요인이유배우여성비율의감소였다는것을보여준다. 유배우 여성비율의변화는여성의혼인율과이혼율, 그리고사별로독신이되는

82 72 저출산대책의효과성평가 여성의비율등으로결정된다. 그렇다면유배우여성의비율을감소시킨주된요인은무엇일까? 이를위해인구총조사의원시자료를이용하여미혼 (never married) 무배우여성 (S_NM), 사별무배우여성 (S_WI), 이혼무배우여성 (S_DI) 등무배우여성인구를구성하는세집단의비율이어떻게변화해왔는지살펴보았다. 이러한분석은이철희 (2012) 가과거기간을대상으로는수행한바가없기때문에자료가가용한 1990년이후 20년간의결과를보고한다. [ 그림 3-23] 이보여주듯이미혼여성의비율은 1990년이후대부분연령에서증가추세를보여준다. 특히 1990년에는 20대후반여성다섯명가운데한사람만이미혼자였으나 2010년경에는세명중두명이미혼상태로남아있다. 30대초반여성의경우미혼자비율은 1990년 8% 에서 2010년 31% 로크게증가하였다. 30대후반까지미혼인여성의비율도최근 20% 를육박한다. 그림 3-23 연령별미혼여성비율 연령별미혼여성비율

83 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 73 [ 그림 3-24] 가보여주듯이이혼으로배우자없이사는여성의비율은 1990년이후크게증가하였다. 이러한경향은특히중년여성에게서두드러지게나타난다. 40대후반여성가운데이혼무배우여성의비율은 2% 에미치지못했지만 2010년에는 9% 이상으로증가하였다. 40대초반여성의경우이비율은같은기간 2.2% 에서 8.1% 로증가하였다. 30대여성가운데이혼무배우여성의비율도 1990년이후 20년간두배가량증가하였다. 이러한변화는이혼증가에기인한것으로파악된다. 그림 3-24 연령별이혼여성비율 연령별이혼여성비율 [ 그림 3-25] 는주로 30대후반이후여성을중심으로사별로배우자없이사는여성의비율이크게감소했음을보여준다. 45~49세여성의경우 1990년사별무배우자의비율이 11% 에달했지만 2010년까지는 4% 미만으로빠르게감소했다. 40대초반여성의경우에도같은기간사별무배우여성인구의비율이 6.5% 에서 1.8% 로크게감소하였다. 이러한

84 74 저출산대책의효과성평가 변화는남성의조기사망률이장기적으로감소한데따른것으로보인다. 그림 3-25 연령별사별여성비율 연령별사별여성비율 그러면미혼, 사별, 이혼여성의증가는각각무배우여성비율의증가에어떠한영향을미쳤을까? 결론부터말하면무배우여성비율의감소는거의 100% 미혼여성비율의감소로설명되며이혼여성비율의증가와사별여성비율의증가효과는서로상쇄되었던것으로볼수있다. 합계출산율감소요인분해방법과유사한방법을이용하여각요인이유배우인구비율감소에기여한정도를계산해보면 1991년부터 2009년까지미혼인구비율증가의기여도는 99.0%, 사별인구비율감소의기여도는 16.9%, 이혼인구비율증가의기여도는 17.9% 가된다. [ 그림 3-26] 은이것을보여주기위해실제의무배우여성비율지표 (nonmar2049) 와 1990년의연령별미혼무배우여성비율이변화하지

85 제 3 장 2000~2014 년출산율변화요인분해 : 출산장려정책평가에대한함의 75 않았을경우의가상적인무배우여성비율지표 (nonmar2049_nm91) 를비교한결과를보여준다. 여기에서무배우여성비율지표는 20세부터 49세까지각 5세단위연령그룹의무배우비율을더한다음이것을연령그룹의수 (6개) 로나눈것이다. [ 그림 3-26] 이보여주듯이 1990년이후미혼무배우여성의비율이변화하지않았다면전체무배우인구비율도거의변화하지않았을것이다. 그림 3-26 실제의 20~49 세무배우여성비율과 1991 년미혼여성비율이변화하지않았을경우의가상적인무배우여성비율 각연령에서미혼무배우여성이증가하는이유는무배우인구의혼인율이감소하기때문이다. [ 그림 3-27] 은 2000년이후무배우여성의연령별혼인율변화를보여준다. 결과는연령별혼인율이 2000년대를통해감소하였음을보여준다. 특히 20대후반무배우여성의혼인율이큰폭으로하락한것이관찰되고 2000년대중반부터는 30대의무배우혼인율이

86 76 저출산대책의효과성평가 하락하였다. 혼인율하락을종합적으로살펴보기위해 [ 그림 3-28] 에 20~39세무배우여성 1,000명당혼인건수변화를제시하였다. 연령구성의변화를통제하기위해 2005년연령별무배우여성인구의규모를가중치로표준화한혼인율을계산하여보고하였다. 결과는 2000년대를통해무배우혼인율이약 3분의 1 감소했으며, 특히 2000~2002년과 2006~2009년에큰폭의하락현상이나타났다는것을보여준다. 그림 3-27 연령별무배우여성 1,000 명당혼인건수