5 한국의출산장려정책은실패했는가?: 2000년 ~2016년출산율변화요인분해 * 이철희 ** 논문초록 1) 합계출산율변화를분해한결과는정부의출산장려정책이본격적으로시행된 2005년이후 10여년동안유배우출산율이가파르게증가했음을보여준다. 이와같은유배우출산율의증가는여성인구유배우비율의급격한감소에의해상쇄되었다. 시군구별데이터를이용한패널고정효과모형분석결과는출산장려금, 아동인구대비보육시설의수등출산장려정책과관련된변수들이유배우출산율에는유의하게긍정적인영향을미친반면무배우혼인율에는반대의효과를미쳤음을보인다. 이상의결과는지난 10여년동안의출산장려정책이완전히실패했다는일반적인견해에대해의문을제기한다. 기존대책이초점을맞추었던유배우출산율은크게증가하여합계출산율이증가하거나적어도더떨어지지않게하는데공헌하였다. 만약유배우출산율이전혀증가하지않았다면유배우여성비율의급격한하락때문에 2016년의합계출산율은 0.73까지떨어졌을것으로추정된다. 핵심주제어 : 저출산, 출산장려정책, 합계출산율, 유배우비율, 유배우출산율경제학문헌목록주제분류 : J1, N3 투고일자 : 2018. 3. 22. 심사및수정일자 : 2018. 5. 28. 게재확정일자 : 2018. 7. 6. * 이논문은한국보건사회연구원연구보고서로제출된이상엽 이철희 홍석철 (2016) 제2장의일부를 2011년 ~2015년교육수준별 시군구별자료와 2015년 ~2016년전국수준자료를추가하여다시수행한실증분석결과를토대로대폭수정한것임을밝혀둔다. 유익한논평을주신두분의익명의심사자들, 자료수집과변수생성을도와준서울대학교박사과정유근식씨에게사의를표한다. 추가적인연구에대해제공된서울대학교경제연구소분배정의연구센터의지원에도감사한다. ** 서울대학교경제학부교수, e-mail: chullee@snu.ac.kr
6 經濟學硏究제 66 집제 3 호 Ⅰ. 머리말 2017년출산율이역대최저치인 1.05를기록하면서저출산문제의심각성이강하게부각되고있다. 신생아수가 36만아래로감소한것은통계청중위추계가예상한것보다무려 18년앞선것이고가장비관적인저위추계전망보다도 3년이나빠른것이다. 1) 지난 2000년대중반이후출산율정체와최근신생아수의가파른감소는지난 10여년동안추진된정부의저출산대책에대한회의와비난으로이어지고있다. 주지하듯이 2000년대중반이후정부차원의종합적인저출산대책이수립되어막대한재원이투입되었지만 ( 보사연, 2006; 관계부처합동, 2010) 출산율은 2005년의최저치 (1.08) 아래로떨어졌다. 2016년마련된제3차기본계획은보육지원과같이결혼한가정의출산장려에초점을맞추었던기존의정책의한계를인식하고초혼연령을앞당기는데주안점을둔정책으로전환하는새로운저출산대책을발표하기도했다 ( 관계부처합동, 2015). 2017년출범한새정부는저출산 고령화사회위원회의위상과기능을강화하고최근에는제3차기본계획을재구조화하는작업을진행하고있다. 지난 10년동안의출산장려정책을올바르게평가하고앞으로적절한정책방향을설정하기위해서는왜 2005년이후출산율이오르지못했는지정확하게이해할필요가있다. 기존의저출산대책이효과적이지못했다고평가하는가장중요한근거는지난 10여년동안합계출산율이증가하지않았다는사실이다. 그렇지만특정한출산장려정책의효과를평가하기위해서는실제의합계출산율변화를관찰하는것만으로는충분하지않다. 합계출산율은다양한사회경제적 정책적요인에의해영향을받을수있기때문에특정한정책의효과가긍정적이었다하더라도다른요인에의해상쇄될수있다. 따라서실제로추진된저출산대응정책에대한좁은의미의평가를위해서는그정책이없었을경우출산율이어떻게변했을지를추정하는작업이필요하다. 우리나라의여건을고려하건대이문제와관련하여기본적으로필요한작업은결혼의변화와결혼한부부의출산변화를나누어관찰하고분석하는것이다. 주지하듯이우리나라에서는대부분의신생아가결혼한여성에게서태어난다. 따라서한국 1) 2016년통계청장래인구추계의중위추계는출생아수가 2035년까지 362,000명으로감소하는것으로전망하였고, 저위추계는 2020년까지 36만으로감소할것으로예측하였다.
한국의출산장려정책은실패했는가? 7 의합계출산율은유배우여성의출산율 ( 이하유배우출산율 ) 과함께여성인구가운데유배우여성이차지하는비율 ( 이하유배우여성비율 ) 에의해결정된다. 그런데지난 10여년동안의저출산대책은출산장려금의지급이나영유아보육지원과같이결혼한부부로하여금출산의유인을갖도록하는데초점을맞추었다. 2) 따라서이정책의성공여부를판단하기위해서는유배우비율의변화와유배우출산율의변화를분리해서분석할필요가있다. 이연구는이와같은문제의식을가지고다음의작업을수행한다. 첫째, 2000 년 ~2016년연령별유배우여성비율과유배우출산율을추정하고각각의요인이이기간동안의합계출산율변화에어떤영향을미쳤는지를분석한다. 이작업을통해지난 10여년동안추진된정책의주된목표였던유배우출산율이어떻게변화했는지, 이변화가전반적인합계출산율에어떤영향을미쳤는지를살펴볼것이다. 둘째, 시군구별로유배우출산율과무배우여성의혼인율을추정하고, 이데이터를이용하여패널고정효과모형을추정함으로써여러정책적요인들이유배우출산율과무배우혼인율이미친영향을분석한다. 이분석결과를토대로유배우출산율의변화가실제로저출산대책의효과에의해초래되었는지를논의한다. 마지막으로이결과들을종합함으로써 2000년대중반이후의출산율정체의원인을밝히고이시기저출산대책에대한평가를내리고자한다. Ⅱ. 선행연구검토 출산, 보육, 양육지원정책이출산에미친효과에관해서는여러국가에대해다양한실증연구결과들이축적되어있다. 예컨대캐나다퀘벡주에도입된출산장려금 (Allowance for Newborn Children) 은출산확률을평균적으로 12% 높였고지원을가장많이받은가족 ( 출생아가셋째이상인가족 ) 의출산율을 25% 까지증가시켰던것으로분석되었다 (Milligan, 2005). Mörk et al.(2009) 의연구는자녀양육비용을평균 106,000크로나감소시킨 2001년스웨덴정부의정책이여성 1000명당출생아수를 3명 ~5명증가시켰음을밝혔다. Gonzalez(2013) 의연구에따르면 2007년스페인에도입된아동수당이출산율을유의하게증가시켰고이는부분적으로낙태의감 2) 2016년저출산대책에편성된약 21조의정부예산가운데약 16조가육아및보육과관련된항목으로구성되어있다.
8 經濟學硏究제 66 집제 3 호 소에기인한것이었다. OECD 국가별시계열자료를분석한 Gauthier and Hatzius (1997) 의연구는가족수당으로지급된현금보조가작지만통계적으로유의하게출산율을높였다는결과를제시하였다. 호주의경우에도자녀수당 (Baby Bonus) 지급이출산율에대해작지만긍정적인효과를미쳤다는결과가보고된바있다 (Drago et al., 2011). 광범위한정책수단에기초한종합적인가족정책의효과를추정한연구결과들도제시되어있다. Björklund(2006) 의연구는 1960년대초부터 1980년까지스웨덴의가족정책확대가완결출산율을높이는효과를가져왔음을보여주었다. 16개유럽국가의자료에기초한 Kalwij(2010) 의분석결과는출산휴가와관련된수당의증가에의해아이가없는 36~40세가구의수가감소했으며, 자녀보조금의지급으로인해완결출산율이높아졌다는결과를제시해준다. 1980년 ~1999년 16개 OECD 국가의자료를분석한 D Addio and Mira d Ercole(2005) 의연구는자녀를가진가구에지급되는공공이전지출 ( 세금과복지수당 ) 이낮을수록출산율을낮아진다는결과를보고하였다. 국내의개별적인출산장려정책들이미친효과에대한실증분석결과도제시되어있다. 이삼식 최효진 정혜은 (2010) 의연구는육아서비스이용률이시간에따른출산율변화에는강하게상관되어있지만시군구간출산율의차이는설명하지못한다는결과를제시하였다. 홍정림 (2013) 의연구는보육비지원이추가출산의향에긍정적인영향을미친다는결과를얻었다. 홍석철 (2016) 은광역시도별자료를이용한패널고정효과모형과 GMM 모형을추정하여우리나라의영유아보육료지원정책과양육수당지원확대가출산율개선에긍정적인영향을미쳤음을제시하였다. 그리고지원의효과는첫째아이보다는둘째이상아이의출산에더강하게나타났다는것을밝혔다. 반면 < 보육실태조사 > 를이용한몇개의연구들은보육료지원정책이추가출산의사나다자녀출산의사에긍정적인영향을미치지못했다는결과를얻었다 ( 김정호 홍석철, 2013; 서민희 이혜민, 2014). 박창우 송헌재 (2014) 의연구는 2005~2010년시군구별자료를이용한패널고정효과모형추정을통해지방자치단체의출산장려금이합계출산율을높이는효과가있었음을발견하였고, 그효과는주로첫째와둘째자녀출산에서나타났음을보고하였다. 이연구는선행연구들을다음과같은점에서개선 보완한다. 첫째, 합계출산율을결정하는두가지주된요인인유배우출산율과무배우혼인율을추정하여별도
한국의출산장려정책은실패했는가? 9 로분석하였다. 지역별마이크로자료를이용하여출산장려정책의효과를분석한선행연구들은주로조출생율 (crude birth rate) 혹은가임기여성인구대비출산수등을성과지표로이용하였다. 그런데이변수들은유배우비율과유배우출산율등두가지상이한요인에의해결정되기때문에, 이들을이용한결과를가지고출산의결정요인과그영향의경로를정확하게밝히기는어렵다. 예컨대유배우비율이낮은지역은유배우출산율이높다고하더라도합계출산율이낮게나타날것이다. 따라서어떤요인이유배우출산율에강한영향을미치더라도합계출산율에대한영향은유의하지않게추정될수있다. 여기에서는전국및시군구별유배우출산율과무배우혼인율을분석에이용하기때문에기존연구들이가진문제점을완화할수있다. 둘째, 개별프로그램의효과에대한분석을넘어서서전반적인정부정책의종합적인효과에대해구체적인실증적증거를제시한연구는많지않은것으로보인다. 정부의출산장려정책이실패했다는주장의주된근거는 2005년이후합계출산율이그리높아지지않았다는것이다. 이연구는 2000년이후의합계출산율변화를연령별유배우출산율과유배우비율의변화로분해하고각요인이변화하지않았을경우의가상적인합계출산율변화를추정함으로써정부의출산장려정책을전반적으로평가하는데유용한새로운증거를제시한다. 이철희 (2012) 는 1991년 ~2009 년자료 ( 교육수준별자료는 1991년 ~2005년 ) 를이용하여합계출산율의변화를연령별유배우출산율과유배우비율의변화로분해하는분석을수행한바있다. 이연구는 2005년이후정책효과를판단하기위해 2000년이후기간에초점을맞추고, 최근기간 ( 전국자료는 2010년 ~2016년, 교육수준및시군구별자료는 2010~2015년 ) 을분석에추가하였으며, 유배우출산율및무배우혼인율결정요인에관한시군구별패널고정효과모형을추정했다는점에서선행연구와는차별화된다. Ⅲ. 자료 1. 혼인상태별출산율과혼인율자료 결혼과출산에대한적절한분석을수행하기위해서는전체여성이아닌혼인상 태에따라구분한여성들의혼인율과출산율자료를필요로한다. 이러한자료를
10 經濟學硏究제 66 집제 3 호 구축하기위해다음의두가지종류의데이터를결합하는작업을하였다. 첫째, 출산, 혼인, 이혼등인구변동의요인이되는특정한사건을경험한개인혹은가구를모집단으로하는인구동태조사를이용하여출산율과혼인율의분자에해당하는여성의특성별출산수와혼인건수를계산하였다. 둘째, 전국민을모집단으로하는인구자료 ( 추계인구, 인구센서스, 주민등록자료등 ) 를이용하여출산율과혼인율의분모에해당하는인구특성별여성인구를추계하였다. 그리고출산율과혼인율의분자와분모는여성인구의사회경제적특성및지역을매개로하여연결하였다. 예컨대 2005년 25-29세대졸유배우여성의출산율은 2005년인구동태조사원시자료에서계산한 25-29세의대졸유배우여성에게서태어난출생수를같은연도통계청추계인구및주민등록인구에서계산한동일한인구특성을가진여성의연앙인구 (mid-year population) 로나누어계산하였다. 마찬가지로 2005년 25-29세대졸무배우여성의혼인율은 2005년인구동태조사원시자료에서계산한 25-29세대졸무배우여성의혼인건수를같은연도통계청추계인구및주민등록인구에서계산한동일한인구특성을가진여성의연앙인구로나누어계산하였다. 분모로이용된인구자료의출처는분석의대상이되는변수와인구특성에따라상이하다. 성별, 연령별, 혼인상태별전국자료의경우통계청에서제공하는추계인구집계자료를이용하였다. 성별, 연령별, 혼인상태별, 교육수준별전국자료의경우통계청에서추계인구를제공하지않기때문에 2000년부터 2015년까지의인구주택센서스원시자료표본을이용하여각센서스연도에대해성별, 연령별, 혼인상태별인구의교육수준별분포를계산한다음이것을추계인구에서얻은성별, 연령별, 혼인상태별인구에적용하여계산하였다. 센서스연도가아닌연도의모수는선형보간 (linear interpolation) 기법을이용하여추정하였다. 이러한이유때문에교육수준별분석은최근의인구센서스가조사된이후인 2016년을제외하고 2000년 -2015년기간으로제한되었다. 시군구별자료의경우추계인구가제공되지않기때문에주민등록인구통계자료를이용하였다. 주민등록인구통계의경우에도각성별, 연령별인구에대해교육수준과혼인상태를동시에구분한인구수를제공해주지않는다. 따라서전국자료의경우와마찬가지로센서스원시자료에서계산한교육수준분포를적용하여센서스연도의해당인구수를계산하고선형보간법을이용하여나머지연도의해당인구수
한국의출산장려정책은실패했는가? 11 를계산하였다. 각시군구별로연령별, 혼인상태별인구를계산하기위해서는시군구코드를제공하는마이크로센서스자료가필요하다. 따라서시군구단위분석도최근센서스조사이후인 2016년을제외하고 2015년까지의기간으로제한하였다. 인구동태자료의학력분류는무학, 초등학교, 중학교, 고등학교, 대학이상등으로구분되어있으며재학, 중퇴, 졸업의구분은제시되어있지않다. 이연구에서는학력을대학교육미만 ( 저학력 ) 과대학교육이상 ( 고학력 ) 등두범주로나누었다. 원칙적으로대학재학생이나중퇴자는고등학교졸업으로분류되어야하지만이철희 (2012) 의상세한분석결과에따르면대학재학생이나중퇴자가자신의학력을 고등학교 보다는 대학 이라고보고하는것으로보인다. 따라서 대학이상 은 2년제및 4년제대학재학생, 중퇴자, 졸업생모두를포함하는범주로볼수있다. 2. 시군구별유배우출산율및무배우혼인율상관요인변수 출산율과혼인율에영향을미칠수있는지역별특성을보여주는요인으로보육여건, 주거비용, 지역의경제여건, 출산장려정책등을고려하였다. 실제로분석에이용된변수는시군구별로가용한데이터에의해크게제약될수밖에없었다. 보육여건을나타내는자료로는유아 (0-4세) 1000명당보육시설수를이용하였다. 보육시설수는 2003~2008년기간에대해서는각시도통계연보를, 2009년이후에대해서는보건복지부의보육통계를활용하였다. 3) 다음으로지역의경제여건을분석모형에고려하기위해지방세자료를이용하였는데, 이자료는행정자치부에서매년제공하는시군구별지방세통계를이용하였다. 출산장려정책을대리하는변수로는지자체별사회복지예산자료와출산장려금자료를활용하였다. 사회복지예산은행정자치부의재방재정연감으로부터자료를구하였으며, 출산장려금의경우보건복지부의자료를활용하였다. 주택가격을나타내는변수로는한국감정원의전국주택가격동향조사에서공표하는주택매매가격종합지수를활용하였다. 3) http://info.childcare.go.kr/info/oais/openapi/openapiinfosl.jsp
12 經濟學硏究제 66 집제 3 호 Ⅳ. 합계출산율변화의분해방법 연령별합계출산율의변화를유배우여성비율의변화와유배우출산율의변화로분해하는방법은이철희 (2012) 에설명되어있다. 4) 논문의완결성을위해이를다시소개하면다음과같다. 합계출산율은가임기 (15세-49세) 에있는각세여성 1인당출생아수를가임기연령전체에대해합산하여계산되는데, 각세여성 1인당출생아수는유배우여성출생아수와무배우여성출생아수의가중평균으로나타낼수있다. 따라서특정한연도 ( ) 의합계출산율은다음과같이표현될수있다. (1) 여기에서각부호와첨자가의미하는바는다음과같다. : 연도, : 연령, : 합계출산율, : 여성인구, : 유배우여성인구, : 유배우여성출산아수, : 무배우여성출산아수, : 유배우여성인구비율, : 유배우출산율, : 무배우출산율. 위의식은합계출산율의변화가각연령의유배우여성인구비율 ( ), 각연령유배우출산율 ( ), 각연령무배우출산율 ( ) 의변화에의해결정된다는것을보여준다. 따라서기초적인분석의출발점은이각각의요인들이합계출산율의변화를얼마나설명하는지를밝히는것이다. 합계출산율변화의분해는특정한요인이기준시점으로부터변화하지않았을경우의가상적인합계출산율변화와실제의합계출산율변화를비교함으로써수행할수있다. 예컨대전체가임연령의유배우여성출산율의변화가합계출산율변화에미친효과는다음과같이분석할수있다. 편의상기준시점을 로, 비교시점을 라고하자. 기의실제합계출산율을다음과같이계산된다. 4) 이장의내용은기본적으로이철희 (2012) 4장에기초하고있으며다만유배우여성비율변화의효과를예로든것을이연구의초점인유배우출산율변화의효과로대체하였다.
한국의출산장려정책은실패했는가? 13 (2) 그리고기준시점 ( ) 의유배우출산율 ( ) 이 기까지변화하지않고유지 되었을경우의가상적인합계출산율은다음과같이계산될수있다. (3) 유배우출산율의변화가합계출산율변화에기여한몫은다음과같이계산될수있 다. (4) 그리고유배우출산율변화가합계출산율변화의몇퍼센트를설명하는지는다음과 같은수식에의해계산될수있다. (5) 이와같은분해는전체가임연령여성의유배우출산율에대해서뿐만아니라특정 연령유배우출산율변화에대해서도같은방법으로수행할수있다. 예컨대 25-29 세여성유배우출산율변화가가져온효과를분석하기위해서는기준시점 ( ) 25-29세인구유배우출산율 ( ) 이 T기까지변화하지않았을경우의가상적인 합계출산율 [ ] 을계산하고, 이계산결과를이용하여해당연령유 배우출산율의변화가합계출산율변화에미친효과의크기 [, 등 ] 를계산하면된다. 이러한방법은유배우여성비율변화가합계출산율변화에기여한정도를분석하는데도동일하게적용된다.
14 經濟學硏究제 66 집제 3 호 Ⅴ. 전체여성합계출산율변화요인분석결과 1. 합계출산율분해요인의변화 앞장에서소개한분해식이보여주는것처럼특정시점의합계출산율을결정하는주된요인은연령별유배우여성의비율, 연령별유배우출산율, 연령별무배우출산율등이다. 그런데우리나라는혼외출산을어렵게만드는사회적 문화적여건으로말미암아무배우출산율이매우낮은수준에머물러있다. 따라서근래의합계출산율의변화요인을분석하기위해서는연령별유배우여성비율과연령별유배우출산율의변화효과를보는것이더욱중요할것으로판단된다. 선행연구 ( 이철희, 2012) 는전체여성에대해서는 1991년 ~2009년데이터, 교육수준별로는 1991년 ~2005년데이터를이용하여합계출산율의변화요인을분해한바있다. 이장의나머지부분에서는최근의데이터 ( 전체여성은 2010년부터 2016년, 학력별로는 2006년부터 2015년까지의데이터 ) 를추가하고, 분석기간을 2000년이후로재설정하여선행연구의분석을다시수행한결과를보고하고자한다. 특히정부의출산장려정책이본격적으로수행되었던 2005년이후의기간과그이전기간간의차이를분석하는데초점을맞출것이다. <Figure 1> Fraction of Married Women by Age, 2000-2016
한국의출산장려정책은실패했는가? 15 <Figure 1> 은 2000년이후연령별유배우여성비율변화를보여준다. 예컨대 M2024는 20-24세여성의유배우비율을나타낸다. 그림에나타난결과는모든가임연령에대해유배우여성비율이감소하는추세를보여준다. 2000년대초까지이미매우낮은수준으로떨어진 25세미만여성의유배우비율은 2005년이후정체하고있는반면 20대후반과 30대초반여성의유배우비율은근래 16년동안에도꾸준히감소하였다. 2000년에는거의 90% 에가까웠던 30대후반여성들의유배우비율도지속적으로감소하여 2016년에는 74% 까지떨어졌다. <Figure 2> Fraction of Married Women aged 20 to 49, 2000-2016 < 그림 2> 는전체가임연령여성들의유배우비율을종합적인보여주기위하여계산한 유배우비율지표 를보여준다. 이는각연령별유배우비율을모두더한뒤연령집단의수로나누어계산한것이다. 예컨대 20-49세여성유배우비율의지표 ( 그림에는 mar_2049로표시되어있음 ) 는해당연령각 5세구간의유배우비율을모두더한뒤연령집단의수인 6으로나누어얻을수있다. 한개인의입장에서이지표는 20세이후 49세까지기간동안유배우상태로남아있을것으로기대되는기간의비율을보여준다. 그림에나타난결과는매우가파른유배우여성비율의감소를보여준다. 2000년의 20세여성은 49세까지의기간동안 70% 이상의기간을혼인상태에서보낼것으로기대할수있었으나 2016년에는그비율이 51% 로감
16 經濟學硏究제 66 집제 3 호 소하였다. 유배우비율은 2000 년 ~2016 년전체기간동안거의일정한속도로감소 하는추세를보인다. 5) <Figure 3> Fertility Rate of Married Women by Age <Figure 3> 은연령별유배우출산율의변화를보여준다. 예컨대 TFRM2529는 25~29세유배우여성의출산율을나타낸다. 20대유배우여성들의출산율은상당한정도의단기적인변동성을보이지만전반적으로보아유배우출산율의하락추세를발견하기는어렵다. 오히려 30대초반이후유배우여성의출산율은장기적으로상승하는추세를보여준다. 단기적으로는연령별유배우출산율의추이가차이를보인다. 20대후반여성의유배우출산율은 2002년부터 2007년까지증가세를보이다가이후정체내지감소하는추세를보인다. 2015년과 2016년사이 20대여성의출산율은큰폭으로감소하였다. 30대초반여성의유배우출산율은 2000년부터 2012년까지빠르게증가하다가이후안정적으로유지되었다. 30대후반여성의유배우출산율은 2000년이후꾸준하게증가하는추이를나타낸다. 5) 유배우여성비율은 1991년부터꾸준하게감소해오고있으나 2000년이후그감소속도가빨라지고있다 ( 이철희, 2012).
한국의출산장려정책은실패했는가? 17 <Figure 4> Counterfactual Total Fertility Rate of Married Women, assuming Constant Age-specific Marriage Probability from 2000 보다종합적인유배우출산율의추이를확인하기위해 <Figure 4> 에 2000년의무배우여성의연령별혼인확률 (hazard rate of marriage) 이변화하지않았을경우, 궁극적으로혼인하는여성이가질것으로기대되는자녀의수를추정한결과를제시하였다. 이를이하에서는유배우합계출산율 (Marital Total Fertility Rate: MTFR) 이라고부르기로한다. 이는다음과같이계산할수있다. (6) 이식에서 는궁극적으로혼인하는여성들가운데 세에결혼하는여성의비율을 나타낸다. 따라서이를가임연령전체에대해합하면 1이된다 ( ). 여기 서이비율은 2000년의연령별유배우여성비율을이용하여계산하였고, 이비율이 2016년까지변화하지않았다고가정하였다. 6) 그리고이고정된연령별혼인확 6) 2000 년의연령별혼인확률대신다른연도의연령별혼인확률을이용하는경우유배우합계
18 經濟學硏究제 66 집제 3 호 률과각연도의유배우출산율을식 (6) 에적용하여이지표를계산하였다. 실제의계산에서는 5세단위의혼인확률과유배우출산율을이용하였다. <Figure 4> 에제시된계산의결과는 2002년 ~2016년기간동안유배우합계출산율이장기적으로증가했다는것을보여준다. 이러한추세는세개의기간으로나누어서살펴볼수있다. 2000년 ~2005년사이에는유배우합계출산율이약간하락하였다. 이는 2000년 ~2002년의감소와이후 3년동안의약한회복세를반영한것이다. 2005년 ~2012년기간에는유배우출산율이약 1.7에서 2.3으로크게증가하였다. 이는 2005년 ~2007년의매우빠른증가, 2007년 ~2009년의정체, 2009년 ~2012 년의증가를반영한추세이다. 유배우출산율은 2012 이후단기적인변동을거듭하며정체하였다. 2012년 ~2013년감소했다가이후 2년동안반등하여 2015년정점에도달한후 2016년까지크게감소하였다. 7) 2. 합계출산율변화요인분해결과 제4장에서소개한방법을적용하여전체여성들에대한합계출산율변화요인을분해를수행한결과가 <Table 1> 에제시되어있다. 이분석은합계출산율이감소했던 2000년 ~2005년, 증가했던 2005년 ~2012년, 정체 감소했던 2012년 ~2016년등세기간에대해각각수행하였다. 여기에서 TFR 기여 는각요인의변화가초래한합계출산율변화분을의미한다. 유배우여성비율변화의기여를계산하는방법은 < 식 4> 에제시되어있다. 이지표가양수라는것은해당요인의변화가합계출산율을증가시키는역할을했다는것을의미한다. 기여도 (%) 는각요인이해당기간동안합계출산율변화의몇퍼센트를설명하는지를보여준다. 합계출산율이감소한기간에있어서기여도가음수라는것은해당요인의변화가다른요인을어느 출산율의수준은달라지지만시간적인추이는변하지않는다. 예컨대 2005년의 ( 낮아진 ) 연령별혼인확률을적용하면유배우합계출산율이전반적으로 0.5가량낮아진다. 그러나 2005 년 ~2012년유배우출산율이 0.5 가량증가하는추이에는변함이없다. 7) 유배우출산율은 1991년부터 1998년까지완만하게증가하다가 1999년의하락과 2000년의반등을거쳐 ( 이철희, 2012) <Figure 4> 에서볼수있듯이 2000년부터 2002년까지큰폭으로감소하였다. 2000년 ~2002년나타난유배우출산율의급격한감소가어떤요인에의해초래되었는지는확실하지않다. 다만 2000년이후자살률과이혼율등이급등했던점을고려할때 1998년외환위기와 1999년경기회복이후진행된구조적인사회경제적변화에의해영향을받았을가능성을배제할수없다.
한국의출산장려정책은실패했는가? 19 정도상쇄하여실제치보다합계출산율을높이는역할을했다는것을의미한다. <Table 1> Decomposition of Changes of Total Fertility Rate: by Changes in Marriage Rate and Marital Fertility Rate Marriage Rate Amount attributed to TFR 2000-2005 2005-2012 2012-2016 (%) Attribution Amount attributed to TFR (%) Attribution Amount attributed to TFR (%) Attribution All Ages -0.33656 77.70-0.33466-165.59-0.17947 114.19 Age 15-19 -0.00453 1.05-0.00111-0.55-0.00172 1.09 Age 20-24 -0.06757 15.60-0.03952-16.80-0.01627 10.35 Age 25-29 -0.20572 47.38-0.16328-80.791-0.07226 45.98 Age 30-34 -0.05650 13.04-0.11820-58.49-0.07271 46.26 Age 35-39 -0.00233 0.54-0.01988-9.84-0.01348 8.57 Age 40-44 -0.00036 0.08-0.00045 0.22-0.00301 1.92 Age 45-49 -0.00002 0.00-0.00005-0.03 0.00001-0.00 Marital Fertility All Ages -0.05006 11.56 0.43783 216.64 0.04165-26.50 Age 15-19 -0.00025 0.06-0.00386-1.91-0.00052 0.33 Age 20-24 -0.02512 5.80 0.01636 8.09-0.00931 5.92 Age 25-29 -0.06409 14.80 0.04488 22.21-0.04350 27.71 Age 30-34 0.02665-6.15 0.26132 129.30-0.01786 11.37 Age 35-39 0.01296-2.99 0.10611 52.50 0.09883-62.88 Age 40-44 -0.00009 0.02 0.01292 6.39 0.01365-8.69 Age 45-49 -0.00013 0.03 0.00007 0.03 0.00043-0.27 Non-marital Fertility -0.00312 0.72 0.00642 3.17-0.00920 5.86 2000년 ~2005년에대한결과는유배우비율의감소가이시기합계출산율감소의주된요인이었다는것을보여준다. 즉전체유배우비율감소는합계출산율감소의 78% 를설명하며, 특히 20대후반여성의유배우비율감소가합계출산율감소의거의절반을설명하는것으로추정되었다. 다른한편이기간동안은유배우출산율도하락하여합계출산율을낮추는역할을했다. 이는유배우출산율이증가했던이전 10년과는상이한결과이다 ( 이철희, 2012). 이를좀더자세히들여다보면 20 대의유배우출산율이상당히감소하여합계출산율감소의 20% 를초래한반면 30
20 經濟學硏究제 66 집제 3 호 대의유배우출산율은증가하여합계출산율감소의약 9% 를상쇄한것으로나타났다. 이연구가초점을맞추고있는 2005부터 2012년까지는합계출산율이증가세를보였다. 이기간동안에도유배우여성의비율은큰폭으로감소하여합계출산율을거의 0.33 정도낮추는역할을했다. 그러나동기간동안유배우출산율이더욱크게증가하여유배우비율감소의효과를압도하였다. 유배우출산율증가는합계출산율을약 0.44 높이는결과를가져왔는데이는이기간실제합계출산율증가의두배가넘는규모이다. 그이전기간과마찬가지로 20대후반여성유배우비율의감소가합계출산율을낮추는방향으로작용한가장중요한요인이었으며, 30대초반유배우여성의출산율증가는합계출산율을높이는방향으로작용한가장중요한요인이었다. <Table 1> 의마지막열은합계출산율이감소했던 2012년 ~2016년기간에대한분석결과를보고한다. 이기간동안합계출산율의감소는유배우비율감소에의해초래된것으로추정되었다. 합계출산율감소에대한전체유배우비율감소의기여도는 114% 로추정되었다. 2012년이후유배우비율변화의연령별패턴은그이전기간과는달라진것으로나타난다. 2012년이전까지는 20대후반여성의유배우비율감소가합계출산율감소의가장중요한요인이었던반면 2012년이후가되면 30 대초의유배우비율감소의효과와 20대중반유배우비율감소의효과가거의같아지는것으로나타난다. 이는과거에 20대후반여성에게서주로나타나던유배우비율감소현상이 30대여성들로전이되고있다는것을시사한다. 이기간동안유배우출산율은약간높아져서합계출산율을높이는요인으로작용하였으나 ( 기여도 -27%) 유배우비율감소의효과를상쇄하기에는크게부족했던것으로파악된다. 주목할만한사실은이기간유배우출산율의증가가전적으로 30대후반유배우여성의출산증가에의해초래되었다는것이다 ( 기여도 -63%). 2005년 ~2012년유배우출산율증가를주도했던 30대초반유배우여성의출산율은최근 4년동안감소세로돌아섰고, 20대후반유배우여성의출산율은상당히큰폭으로떨어져합계출산율감소의 28% 를설명하는요인으로작용하였다. 이결과는 2002년부터 2012년까지유배우비율의감소효과를상쇄하여합계출산율을유지시켰던유배우출산율이점차감소세로돌아서고있다는것을시사한다.
한국의출산장려정책은실패했는가? 21 <Figure 5> Actual Total Fertility Rate(tfr) and Counterfactual TFR assuming Constant Marriage Rate from 2000 (tfr_m) <Figure 5> 는실제의합계출산율 (TFR) 과 2000년의연령별유배우여성비율이변화하지않았을경우의가상적인합계출산율 (TFR_M) 을비교함으로써위에서수행한분석의결과를시각적으로보여준다. 널리알려져있듯이 2000년 1.5를상회하던합계출산율은 2005년까지 1.1 아래로크게감소하였다. 그리고그이후 1.1 과 1.3 사이를오가며정체하였다. 그런데만약 2000년의연령별유배우비율이변화하지않았다면 2000년부터 2005년까지합계출산율이감소하지않고 2005년부터 2012년사이에는크게증가했을것으로추정된다. 2000년유배우비율이변화하지않았을경우 2012년의가상적인합계출산율추정치는거의 2.3에달하여실제합계출산율에비해 1명이나더높았을것이다. <Figure 6> 은실제의합계출산율 (TFR) 과 2000년의연령별유배우출산율이변화하지않았을경우의가상적인합계출산율 (TFR_MB) 을비교한결과를보여준다. 2000년 ~2005년에는가상적인합계출산율이실제합계출산율보다약간높은수준에서감소하는추세를보인다. 이는 2005년이전까지유배우출산율의변화가합계출산율의감소를초래했던요인이었다는것을보여준다. 2006년부터는실제출산율이정체하는가운데가상적인합계출산율은이전과유사한추세로감소하는것으로나타난다. 그결과가상적인합계출산율은점차실제합계출산율보다낮아진다. 이는
22 經濟學硏究제 66 집제 3 호 2005 년이후유배우출산율의증가가없었다면합계출산율이실제보다더크게떨 어졌을것이라는것을보여준다. 만약 2000 년의유배우출산율이이후변화하지않 았다면 2016 년의합계출산율은 0.73 까지감소했을것으로추정된다. <Figure 6> Actual Total Fertility Rate(tfr) and Counterfactual TFR assuming Constant Fertility Rate of Married Women from 2000(tfr_mb) Ⅵ. 학력별여성합계출산율변화요인분석결과 1. 학력별합계출산율분해요인의변화 여기에서는위의제4장에서수행한전체여성에대한분석을고학력 ( 대학중퇴이상 ) 및저학력 ( 고졸이하 ) 여성에대하여각각수행함으로써학력별로합계출산율변화요인이어떻게달랐는지를살펴본다. 학력별분석의기본적인목적은두가지이다. 첫째, 장기적인결혼과출산의변화는여성의교육수준의개선에의해영향을받았을것으로추측된다. 예컨대학력의상승은혼인연령의증가와유배우여성비율의감소로이어졌을것이다. 이장에서는학력별집단내에서의변화를관찰함으로써교육수준변화의효과를어느정도통제했을경우의출산율저하요인을분석하고자시도하였다. 둘째, 출산율저하의원인은사회경제적여건이상이한집단
한국의출산장려정책은실패했는가? 23 간에차이가있을수있다. 이를부분적으로나마고려하기위해인구동향조사로부터체계적으로얻을수있는유일한사회경제적지위에관한변수인교육수준별분석을수행하였다. 앞에서설명했듯이이분석을수행하기위해서는연령별, 학력별, 혼인상태별인구수가필요한데이는현재로서는인구주택센서스원시자료를이용하여계산해야만한다. 따라서학력별분석은 2016년을제외한 2000년 ~2015년기간에대해수행하였다. <Figure 7> Marriage Rate of Highly Educated Women of Age 20-49, 2000-2016 <Figure 8> Marriage Rate of Less Educated Women of Age 20-49, 2000-2016 <Figure 7> 과 <Figure 8> 은 2000년이후고학력및저학력여성의유배우비율변화추세를보여준다. 학력을구분하는경우연령별유배우비율의감소는전체여성의경우보다완만하게나타난다. 전체여성의경우 20-49세유배우비율지표는 2000년 70.4% 에서 2015년 51.6% 로약 19% 포인트감소하였다. 그러나이를학력별로나누어볼경우같은기간동안고학력여성의유배우비율지표는 67.0% 에서 55.9% 로약 11% 포인트하락했으며, 저학력여성의유배우비율은 75.0% 에서 60.9% 로약 14% 포인트하락하였다. 전체여성의유배우비율하락이더크게나타나는것은고학력자비율의장기적인증가가유배우비율을낮춘효과가반영되어있기때문이다. 고학력여성은저학력여성에비해더늦은나이에결혼하기때문에여성의교육수준증가는유배우비율감소의주된요인이라고할수있다. 그런데학력별분석결과는이와같은여
24 經濟學硏究제 66 집제 3 호 성교육수준변화의효과가제거되어있기때문에유배우비율감소가더완만하게나타나는것이다. 그림에나타난결과는학력변화의효과를제거하는경우에도유배우비율의감소가고학력자와저학력자모두에게뚜렷하게나타나고있음을보여준다. 학력별로유배우비율의변화를비교하면두가지주된차이가발견된다. 첫째, 2000년이후에는고학력여성에비해저학력여성의유배우비율감소가더욱두드러지게나타난다. 앞서살펴보았듯이저학력여성의유배우비율이 14% 포인트감소한반면고학력여성의유배우비율감소는 11% 포인트였다. 그결과두그룹의유배우비율격차는 8% 포인트에서약 5% 포인트로줄었다. 둘째, 고학력여성의유배우비율이비교적연속적으로감소한반면 2000년 ~2005년매우급격하게감소했던저학력여성들의유배우비율감소추세는 2005년이후눈에띄게완화된것을확인할수있다. <Figure 9> TFR of Highly-educated Married Women, assuming Constant Age-specific Marriage Probability from 2000 <Figure 10> TFR of Less-educated Married Women, assuming Constant Age-specific Marriage Probability from 2000 다음으로학력별유배우출산율을살펴보자. <Figure 9> 과 <Figure 10> 는 < 식 6> 을이용하여계산한학력별유배우기대합계출산율지표의변화추이를보여준다. 고학력여성과저학력여성의유배우출산율은전체여성의유배우합계출산율과매우유사한시간적인변화양상을보인다. 즉 2000년부터 2002년까지하락하다가 2002년이후장기적으로상승하는추세를나타낸다. 특히 2005년 ~2007년과 2009
한국의출산장려정책은실패했는가? 25 년 ~2012년기간에는매우가파른상승세가관찰된다. 2007년 ~2009년의단기적인하락, 2012년 ~2013년의가파른감소와 2013년 ~2015년의반등등도전체여성에대한결과와유사하게나타난다. 이철희 (2012) 의결과에따르면 2000년이전까지는고학력과저학력여성의유배우출산율추이가달랐다. 반면 2000년이후에는두학력그룹의유배우출산율추이가상당히유사하다는점이주목된다. 2000년이후에도유배우출산율변화에는어느정도의교육수준별차이가관찰된다. 예컨대경제적인변화 ( 외환위기의파장, 2008년세계금융위기등 ) 에의해초래되었을가능성이있는 2000년 ~2002년과 2007~2009년의유배우출산율의저하는저학력여성에게서더두드러지게나타났다. 고학력여성의경우 2005년부터유배우출산율이빠르게증가한반면저학력여성의경우 2006년이후급등하는양상을보이는것도다른점이다. 2. 학력별합계출산율변화요인분해결과 <Table 2> 는제2장에설명된방법에따라 2000년 ~2005년, 2005년 ~2012년, 2012 년 ~2015년등세기간에대해고학력및저학력여성합계출산율감소요인을분해한결과를보여준다. 2000년 ~2005년기간에대한분석결과는전체여성을대상으로한결과와마찬가지로각학력별유배우비율의감소가이기간동안의합계출산율감소의더중요한요인이었음을보여준다. 유배우비율의변화는해당기간합계출산율변화의 52%( 저학력자 ) 에서 71%( 저학력자 ) 가량을설명하는것으로나타난다. 반면유배우출산율의변화는합계출산율감소의 20%( 고학력자 ) 에서 38% ( 저학력자 ) 를설명하는것으로추정되었다. 전체여성을대상으로한분석에비해유배우비율변화의기여도가감소하고유배우출산율변화의기여도가증가한것은앞에서지적했듯이고학력자비율변화의효과가제거되었기때문이다. 2005년 ~2012년기간에대한결과는그이전기간에대한결과와는매우다르다. 고학력여성과저학력여성모두에있어서유배우출산율증가의효과가유배우비율의하락의효과를압도함으로써합계출산율이약간증가하는결과를가져온것으로나타났다. 고학력여성의경우를보면유배우비율이큰폭으로감소했지만 ( 기여도 -116%) 유배우출산율증가규모는이보다더컸다 ( 기여도 188%). 반면저학력여성의경우유배우비율감소의효과는비교적작았고 ( 기여도 -42%), 유배우
26 經濟學硏究제 66 집제 3 호 <Table 2> Decomposition of Changes of Total Fertility Rate: by Changes in Marriage Rate and Marital Fertility Rate (Analysis by Educational Level) Amount attributed to TFR 2000-2005 2005-2012 2012-2015 (%) Attribution Amount attributed to TFR (%) Attribution Amount attributed to TFR (%) Attribution A. Highly Educated Marriage Rate All Ages -0.22794 70.86-0.23042-115.63-0.04424 56.40 Age 15-19 -0.00058 0.18-0.00039-0.20-0.00018 0.23 Age 20-24 -0.02016 6.27-0.00501 2.52-0.00089 1.13 Age 25-29 -0.15321 46.63-0.11222-56.31-0.02333 29.74 Age 30-34 -0.04954 15.40-0.09431-47.33-0.01603 20.43 Age 35-39 -0.00432 1.34-0.01720-8.63-0.00341 4.34 Age 40-44 -0.00009 0.03-0.00128 0.64-0.00041 0.52 Age 45-49 -0.00001 0.00-0.00002-0.01-0.00001 0.01 Marital Fertility All Ages -0.06496 20.19 0.37475 188.06-0.02753 35.10 Age 15-19 0.00053-0.17-0.00025 0.13-0.00012 0.15 Age 20-24 -0.00888 2.76 0.00217 1.09-0.00514 6.56 Age 25-29 -0.06178 19.20 0.02664 13.37-0.03865 49.29 Age 30-34 -0.00446 1.39 0.21863 109.72-0.02538 32.36 Age 35-39 0.01307-4.06 0.11353 56.97 0.03838-48.94 Age 40-44 -0.00337 1.05 0.01427 7.16 0.00365-4.65 Age 45-49 -0.00006 0.02-0.00024-0.12-0.00027 0.34 Non-marital Fertility -0.00147 0.46 0.00462 2.32-0.00313 3.99 B. Less Educated Marriage Rate All Ages -0.26890 51.86-0.12387-42.24-0.10871 90.00 Age 15-19 -0.00635 1.22-0.00182 0.62-0.00202 1.68 Age 20-24 -0.07315 14.11 0.04575 15.60-0.06221 51.49 Age 25-29 -0.15726 30.33-0.08478-28.91-0.01436 11.88 Age 30-34 -0.02921 5.63-0.07350-25.06-0.02254 18.66 Age 35-39 -0.00284 5.48-0.00890 3.03-0.00708 5.86 Age 40-44 -0.00010 0.02-0.00059 0.20-0.00047 0.39 Age 45-49 -0.00001 0.00-0.00000-0.00-0.00001 0.01 Marital Fertility All Ages -0.19557 37.72 0.34882 118.95-0.00597 4.94 Age 15-19 0.00017-0.03-0.00008-0.03 0.00092-0.76 Age 20-24 -0.08116 15.65 0.03213 10.96 0.00199-1.64 Age 25-29 -0.10401 20.06 0.04908 16.74-0.06019 49.81 Age 30-34 -0.01649 3.18 0.18953 64.63 0.00701-5.84 Age 35-39 0.00700-1.34 0.06895 23.51 0.04251-35.18 Age 40-44 -0.00090 0.17 0.00923 3.15 0.00187-1.54 Age 45-49 -0.00018 0.04 0.00001 0.00-0.00011 0.09 Non-marital Fertility 0.00195-0.38 0.03070 10.47-0.00813 6.72
한국의출산장려정책은실패했는가? 27 <Figure 11> Actual TFR and Counterfactual TFR assuming Constant Marriage Rate from 2000(tfr_mh) for Highly-Educated Women <Figure 12> Actual TFR and Counterfactual TFR assuming Constant Marriage Rate from 2000(tfr_mh) for Less-Educated Women 출산율증가의효과는고학력여성과유사한수준이었다 ( 기여도 119%). <Figure 11> 과 <Figure 12> 는각각고학력여성과저학력여성의실제합계출산율 (TFRH, TFRL) 과 2000년의연령별유배우여성비율이변화하지않았을경우의가상적인합계출산율 (TFR_MH, TFR_ML) 을보여준다. 그림이보여주는결과는위에서수행한분해결과를시각적으로확인해준다. 고학력여성과저학력여성모두 2000년이후연령별유배우비율이변화하지않았다면 2012년의합계출산율은 2000년수준보다훨씬높았을것으로추정된다. 고학력여성의경우 2000년의유배우비율이변화하지않았다면 2012년의합계출산율은실제치보다약 0.5 높은 1.79 에달했을것이다. 저학력의여성의경우가상합계출산율은합계출산율보다약 0.6 높은 2.14로추정되었다. 8) 8) 두학력집단모두 2000년 ~2005년사이실제합계출산율과가상합계출산율의격차가더크게벌어진것이관찰되는데, 이는이기간동안유배우비율감소가출산율감소의더중요한요인으로작용하였음을보여준다. 반면 2005년 ~2012년사이에는실제합계출산율과가상합계출산율간차이가벌어지는추세가그이전에비해완화되었다. 이현상은특히저학력여성의경우뚜렷하게나타난다. 이는 2005년이후유배우비율이감소하여합계출산율이낮아지는효과가줄어들었음을보여준다.
28 經濟學硏究제 66 집제 3 호 <Figure 13> Actual TFR(tfrh) and Counterfactual TFR assuming Constant Fertility Rate of Married Women from 2000(tfr_mbh) for Highly-Educated Women <Figure 14> Actual TFR(tfrh) and Counterfactual TFR assuming Constant Fertility Rate of Married Women from 2000(tfr_mbh) for Less-Educated Women <Figure 13> 과 <Figure 14> 는각각고학력여성과저학력여성에대해실제의합계출산율 (TFRH, TFRL) 과 2000년의연령별유배우출산율이변화하지않았을경우의가상적인합계출산율 (TFR_MBH, TFR_MBL) 을비교한결과를보여준다. 고학력여성의경우 2006년까지가상적인합계출산율이실제합계출산율보다약간높게나타난다. 이는 2006년까지유배우출산율의감소가합계출산율을감소시키는요인으로작용했다는것을알려준다. 반면 2006년이후부터는유배우출산율의증가가합계출산율을크게높이는요인으로작용하였다. 만약 2000년유배우출산율이변화하지않고유지되었다면 2015년고학력여성의가상적인합계출산율은실제치보다약 0.3 낮은 0.92에머물렀을것이다. 저학력여성의경우에도 2006년까지는가상적인합계출산율이실제합계출산율보다더높고그격차가고학력여성의경우보다더큰것으로추정되었다. 즉 2006 년이전유배우출산율의저하에의해합계출산율이낮아지는경향은고학력여성에비해저학력여성에게서더강하게나타났다. 2007년을제외하고는저학력여성의유배우출산율감소가합계출산율을낮추는현상이 2009년까지지속되었다. 반면 2009년이후에는실제의합계출산율이가상합계출산율보다높다는사실에서알수있듯이저학력여성유배우출산율의증가가합계출산율을높이는요인으로작
한국의출산장려정책은실패했는가? 29 용하였다. 만약저학력여성의유배우출산율이 2000년수준에머물러있었다면 2015년의합계출산율은실제치보다약 0.15 낮은 1.28을기록했을것이다. 고학력여성들과비교할때 2009년저학력여성들의가상적합계출산율과실제합계출산율의격차는크지않은것을볼수있다. 이는저학력여성들의경우유배우출산율증가가합계출산율증가에미친효과가고학력여성들의경우에비해작았다는것을의미한다. 전반적으로학력별분석결과는전체여성에대한결과와질적으로큰차이를보이지않는다. 즉고학력, 저학력여성모두에게있어서유배우비율의하락은 2000년이후합계출산율감소를초래한가장중요한요인이었으며, 2005년 ~2012년합계출산율이약한증가한것은유배우출산율의증가효과가유배우비율감소효과를상쇄내지압도했기때문이다. 이결과는장기적인교육수준개선의효과를통제하는경우에도이논문의출산율변화분해결과가질적으로달라지지않는다는것을보여준다. 또한 2005년이후유배우출산율의증가가고소득층의선택적인결혼에의해전적으로설명되기어렵다는것을시사한다. 유배우출산율의증가가고학력및저학력여성모두에게서나타났기때문이다. 9) 2012년이후에는유배우출산율이정체내지감소세로돌아서면서전체및학력별합계출산율도하향세를보이는가운데등락하고있다. Ⅶ. 유배우출산율과무배우혼인율상관요인분석 1. 문제의제기 앞에서제시한결과들은 2005년부터 2012년까지우리나라의유배우출산율이빠르게증가하여합계출산율을높이는역할을했다는것을보여준다. 그런데이기간은결혼한부부의출산에초점을맞춘정부의출산장려정책이시행되었던시기이다. 따라서이결과는최근의비판과는달리 2000년대중반이후의출산장려정책이 9) 이결과에도불구하고혼인율이감소하면서결혼의선택성이증가하여유배우출산율이높아졌을가능성을배제할수없다. 학력은사회경제적지위의불완전한지표이고, 사회경제적지위이외의요인에따른결혼선택이발생했을수도있다. 예컨대자녀를낳아키우고자하는사람들이선택적으로결혼했다면이에따라유배우출산율이높아졌을수있다.
30 經濟學硏究제 66 집제 3 호 유배우출산율을높이는데긍정적인역할을했을수있다는가능성을제기한다. 그러나이러한가능성에도불구하고전국적인출산율의시간적인변화의양상만을보고중앙정부정책의효과여부를판단하기는어렵다. 정책이외에도다른여러요인들이유배우출산율에영향을미칠수있기때문이다. 더욱이정책이시행되기시작한이후경과한기간이 10여년으로비교적짧아서시계열분석을수행하는데한계가있다. 여기에서는시군구별데이터를이용하여유배우출산율결정요인에대한회귀분석을수행함으로써이문제에관한추가적인증거를모색하고자한다. 2000년대중반이후중앙정부의저출산대응정책은전국적인범위에서시행된것이기때문에지역별자료를이용한분석을통해그효과에대한직접적인증거를추정하기는어렵다. 그러나이시기동안지방자치단체별로도출산장려를위한정책적인노력을기울였고, 저출산해소를위한지원과투자의규모는지자체별로달랐다. 만약유배우여성들의출산결정이지자체별출산장려정책과보육인프라의차이에의해강한영향을받았다면중앙정부차원의정책들도유사한결과를가져왔을가능성이있다. 이장에서는또한시군구별특성들이무배우여성들의혼인율 ( 무배우혼인율 ) 에미친효과도함께분석한다. 출산은결혼의중요한목적혹은결과가운데하나이고, 결혼의가치를결정하는요인가운데하나이다. 따라서유배우여성의출산을용이하게하는요인들은결혼의유인이증가시킬가능성이있다. 또한혼인과출산모두에대해영향을미칠수있는요인들이있을수있다. 이경우출산을가로막는사회경제적요인들은혼인율및유배우비율을감소시키는요인으로작용할수있다. 그럼에도불구하고앞에서수행한분석결과는합계출산율의두가지주된결정요인이라고할수있는유배우여성비율과유배우출산율이같은방향으로변화하지않는다는것을보여준다. 이러한현상은유배우출산율을높일수있는정책들이결혼에는별영향을미치지못했거나혹은결혼에긍정적인영향을미쳤음에도불구하고다른요인들의효과가이를압도했기때문에나타났을가능성이있다. 유배우출산율과무배우혼인율의상관요인들을비교한결과는이질문에답을하는데유용할것이다. 이러한분석은저출산문제에대한정책적인방안을결정하는데있어서도중요한함의를갖는다. 앞에서도지적한바와같이출산장려금, 보육지원, 일과가정
한국의출산장려정책은실패했는가? 31 생활양립을위한근로조건개선등현재까지추진된많은저출산대책들은유배우여성들의출산을장려하는성격의정책들이었다. 만약출산의장애요인들이혼인을가로막는주된요인들이라면유배우출산율을높이는정책은유배우비율을높이는효과도함께가져올수있을것이다. 그러나유배우비율을감소시킨요인이출산율의결정요인과무관하다면현재의저출산정책만으로는유배우비율을제고하기어렵다고할수있다. 2. 분석모형과변수 여기에서는 2004 년 ~2014 년의시군구별데이터를이용하여아래의식과같은유 배우출산율의패널고정효과모형을추정한다. (7) 이식에서 와 는각각시군구와연도를나타내는첨자이며, 는유배우출산율, 은출산에영향을줄수있는정책적인요인들, 는출산에영향을줄수있는사회경제적인변수들, 는관찰할수없는시군구별고정적특성을나타내는오차항, ε는고전적인선형회귀모형의통상적인오차항을나타낸다. 유배우출산율의종합적인지표로는 2005년연령별혼인확률을적용하여계산한유배우합계출산율에 1000을곱하여얻은유배우여성 1000명당기대출산아수를이용하였다. 그리고학력별차이를확인하기위해고학력여성과저학력여성에대해별도의회귀분석을수행하였다. 10) 10) 논문에제시하지는않았지만연령별분석및연령별 학력별분석도함께수행하였다. 연령별유배우출산율의지표로는 25~29세, 30~34세, 35~39세등세연령층유배우여성 1000명당출산아수를이용하였다. 20대후반과 30대초반여성의출산은전체출산의대부분을차지하기때문에이두연령층의출산율결정요인을파악하는것이중요하다고판단하였다. 그리고만혼과출산의지연으로 30대후반의출산율이점차증가하는추세를반영하여이연령층의출산율결정요인을따로분석하였다. 그리고전체연령및세연령의유배우출산율을전체여성과함께고학력여성및저학력여성에대해추정하여분석에이용하였다. 그결과회귀분석은모두 12개집단 ( 전체, 고학력, 저학력, 3개연령층 2개학력집단 ) 에대해수행되었다. 연령및연령 교육수준별로차이가발견되기는하지만전체여성에대한결과와부합되는결론을제공해준다.
32 經濟學硏究제 66 집제 3 호 (8) 식 (8) 에제시한회귀식을이용하여무배우혼인율의결정요인도함께분석하였다. 종속변수인연도별, 시군구별무배우혼인율의지표는 20~39세무배우여성의연령별 (5세별) 1000명당혼인건수를 2007년의연령분포를가중치로표준화한변수를이용하였다. 이용된독립변수는유배우출산율회귀분석에포함된변수들과동일하다. 유배우출산율의경우와마찬가지로회귀분석을학력별로수행한결과도함께보고하였다. 출산에영향을미치는정책적인요인에관한변수로는시군구별로자료가가용한출산장려금 (10만원), 아동 1000명당보육시설수, 복지예산비율등을이용하였다. 11) 각지방자치단체별출산장려금은출생순위별로제시되어있다. 분석기간의중간에위치한 2007년출산아가운데각출생순위별출산아가차지하는비율을가중치로하여출산장려금의가중평균을계산하였고이를분석에이용하였다. 각시군구의경제적여건을반영하는변수로는주민 1인당지방세납부액 (10만원) 을이용하였다. 각시군구에대해일인당소득혹은임금을구하기어려운여건에서 1인당지방세납부액은이러한목적의연구에서널리이용되는변수이다. 강건성검증에는각시군구의주택시장여건을보여주는변수로서주택가격지수를이용하였다. 분석기간은다음과같은이유때문에 2005년 ~2014년의 10년으로설정하였다. 첫째, 보육시설수를비롯한시군구별자료들이대체로 2004년이후기간에대해제공된다. 따라서더앞선시기를분석에포함시킬수없었다. 둘째, 2005년 ~2014년은보육과출산장려에초점을둔제1차및제2차종합대책이시행되었던기간이다. 2015년에는초혼연령을낮추는방안이강조된제3차기본대책이마련된바있다. 따라서동일한기조의정책이시행되었던기간을분석에포함시키는것이타당할것이라고판단하였다. 12) 11) 국공립보육시설의수혹은비율과같이보육의질을보여주는변수를함께고려하는것이바람직하지만분석기간전체에대한시군구별통계가제공되지않고있다. 12) 유배우출산율은 2005년 ~2012년기간증가하다가 2013년에는크게하락하였다. 유배우출산율이증가한시기만을고려하기위해 2004년 ~2012년기간만을포함한분석을수행하였는데그결과는논문에제시된회귀분석의결과와매우유사하다.
한국의출산장려정책은실패했는가? 33 3. 회귀분석결과 시군구별유배우출산율과무배우혼인율결정요인에대한패널고정효과모형추정결과는 <Table 3> 에제시되어있다. 패널 A와 B는각각유배우출산율과무배우혼인율에대한추정결과를보고한다. 전체유배우여성들을대상으로추정한결과 (1열) 는출산장려금, 보육시설수, 복지예산등정책과관련된변수들이유배우출산율에유의한정의효과를갖는다는것을보여준다. 인구 1인당지방세액도유배우출산율을유의하게높이는요인으로드러났다. 추정된계수의크기를살펴보면출산장려금 10만원이증가할때유배우여성 1000명당기대출산수가 6.5명높아지는것으로나타난다. 아동 1000명당보육시설수가 1개증가는유배우 1000명당기대출산수를 5.6명증가시키는효과를갖는다. 복지지출에이용되는예산 1% 포인트증가는유배우 1000명당기대출산아수 1.9명증가를가져오는것으로추정된다. 또한 1인당지방세액 10만원증가는유배우 1000명당기대출산아수 2.7명증가의효과를갖는것으로나타난다. 교육수준별결과 (2열과 3열 ) 는추정계수의크기와통계적인유의성면에서전체유배우여성에대한결과와매우유사하다. 그리고유배우출산율상관요인에있어서고학력여성과저학력여성의차이가크지않은것으로나타난다. 유일하게발견된차이점은 1인당지방세액이전체및고학력유배우여성의출산율에는유의한정의효과를미치지만저학력유배우여성의출산율에는영향을미치지못한다는결과이다. <Table 3> 의패널 B는동일한회귀식을이용하여각시군구의특성이무배우혼인율에미친영향을분석한결과를보여준다. 전반적으로무배우혼인율에대한회귀분석결과는유배우혼인율에대한결과와는매우다르게나타난다. 즉출산장려금과보육시설수등유배우출산율에긍정적인영향을미쳤던정책관련변수들은전체및학력집단무배우여성의혼인율을유의하게낮추는것으로추정되었다. 1 인당지방세액도전체및학력별무배우혼인율에유의한음의효과를미치는것으로나타났다. 복지예산비율만무배우혼인율에긍정적인영향을미치는것으로추정되었지만그나마전체및고학력무배우여성혼인율에대한효과는통계적으로유의하지않다. 13) 13) 유배우출산율과정의관계를보이는요인들이무배우혼인율과는반대의관계를보이는이유
34 經濟學硏究제 66 집제 3 호 <Table 3> Result of Panel Fixed-Effect Model Estimations about Determinants of Total Fertility Rate of Married Couple and Marriage Rate of the Unmarried, 2004-2014 A. Total Fertility Rate of Married Couple (1) (2) (3) Variables All Highly Educated Less Educated Coefficient p-value Coefficient p-value Coefficient p-value Constant 143.8335 188.6049 88.0641 (16.7109) (22.3037) (22.2374) Childbirth Grant 6.4975 5.5767 4.9371 (100,000 Won) (0.7434) (1.1625) (1.1076) # of Child Care 5.5738 4.4050 4.9171 Facilities (0.4674) (0.6111) (0.5888) (per 1000 People) Fraction of Welfare Budget(%) Amount of Local Tax per Capita (100,000 Won) 1.9450 (0.2058) 2.6511 (0.4603) 1.5902 (0.2671) 1.4418 (0.5958) 0.0157 1.6708 (0.2555) -0.0665 (0.5672) 0.9067 # of Regions / 193/10 181/10 181/10 # of Years Fixed Effect F-test 7.32 10.02 5.50 B. Marriage Rate of Single Persons (1) (2) (3) Variables All Highly Educated Less Educated Coefficient p-value Coefficient p-value Coefficient p-value Constant 131.6928 186.9917 151.479 (12.4440) (13.4683) (10.5985) Childbirth Grant -3.4537-2.9360-2.5042 (100,000 Won) (0.5535) (0.7020) (0.5557) # of Child Care -2.1200-1.8823-1.6542 Facilities (0.3480) (0.3690) (0.2901) (per 1000 People) Fraction of Welfare Budget(%) Amount of Local Tax per Capita (100,000 Won) 0.2428 (0.1533) -0.7312 (0.3428)) 0.1135 0.0331 0.2145 (0.1613) -0.6259 (0.3598) 0.1838 0.0822 0.0040 (0.1269) -0.6975 (0.2827) 0.0138 # of Regions / 193/10 181/10 181/10 # of Years Fixed Effect F-test 3.91 3.95 6.74 Note: Standard errors in parentheses. 는확실하지않다. 두가지가설의제시하면다음과같다. 첫째, 유배우출산율에는긍정적인지자체수준의지출이무배우인구의결혼결정에긍정적일수있는지출을구축했을가능성이있다. 둘째, 시군구별유배우출산율과무배우여성들의관찰할수없는특성 ( 예컨대결혼에대한태도 ) 이상관되어있을가능성이있다.
한국의출산장려정책은실패했는가? 35 다음과같은두가지사항을추가적으로고려한강건성검증을수행하였고그결과를 <Table 4> 에제시하였다. 우선어떤정책이나사회경제적여건의변화가실제의출산율이나혼인율변화로나타나는데는시간이소요된다. 이러한시차를고려하기위해독립변수를직전연도의값으로부여한회귀분석을수행하였다 (<Table 4> 제1열 ). 이회귀분석에서는 2004년이제외되고 2005년부터 2014년의시군구별유배우출산율의상관요인을분석하였다. 둘째, 주택가격은유배우출산율과무배우혼인율에모두영향을미칠수있는요인이다. 주택가격의상승은결혼과출산의비용을높임으로서무배우혼인율과유배우출산율에부정적인영향을미칠수있다. 반면주택소유자들의경우주택가격의상승으로인한자산효과 (wealth effect) 가발생할수있다. 분석기간동안주택가격지수는도시지역을중심으로한일부시군구에대해서만얻을수있다. 따라서이변수를포함한회귀분석은 99개시군구표본에대해서만수행할수있었다 (<Table 4> 제2열 ). 주택가격역시시차를두고출산과혼인에영향을미칠가능성이높기때문에이변수를포함하면서이전연도값을이용한별도의회귀분석을수행하였다 (<Table 4> 제3열 ). 시차를고려한회귀분석의결과는 <Table 3> 의제1열에제시된기본회귀분석의결과와매우유사하다. 유배우출산율의경우모든독립변수의추정계수가유의한양수인데반해무배우혼인율의경우복지예산을제외한나머지변수들의계수가유의한음수이다. 표본을제약하고주택가격지수를추가한회귀분석의결과도질적으로기본회귀분석의결과와유사하다. 주택가격지수의영향은유배우출산율과무배우혼인율에대해상반되게나타난다. 즉주택가격이상승할때유배우출산율은유의하게높아지지만무배우혼인율은유의하게낮아지는것으로추정되었다. 이결과는시차를고려하여독립변수들에이전연도값을부여하는경우에도달라지지않는다. 이상의결과는각시군구별특성의인과적효과를보여주는것이아닐수있으며추정된계수도정확하다고주장하기어렵다. 그럼에도불구하고분석에서고려된변수들이유배우출산율과무배우혼인율에매우다른효과를미쳤다는것은분명해보인다. 출산장려정책과관련된변수들은유배우출산율을높이는효과를보였지만무배우출산율에는부정적인효과를미치는것으로추정되었다. 주택가격지수의상승은유배우출산율을높인반면무배우혼인율은낮춘요인으로작용하였다.
36 經濟學硏究제 66 집제 3 호 <Table 4> Result of Panel Fixed-Effect Model Estimations regarding Determinants of Total Fertility Rate of Married Couple and Marriage Rate of the Unmarried, 2004-2014: Using Lagged Variables and Adding House Price Index A. Total Fertility Rate of Married Couple (1) (2) (3) Using Lagged Adding House Price Variables Both Variables Index Coefficient p-value Coefficient p-value Coefficient p-value Constant 213.5136 15.8917 164.1711 0.2968 (19.9937) (15.2208) (19.4168) Childbirth Grant 4.3423 6.8486 6.7009 (100,000 Won) (0.7604) (0.9955) (1.2612) # of Child Care 1.9315 3.5705 1.4748 Facilities 0.0002 (0.5099) (0.5353) (0.6852) (per 1000 People) 0.0318 Fraction of Welfare Budget(%) Amount of Local Tax per Capita (100,000 Won) 2.3766 (0.2635) 1.4085 (0.3642) 0.0001 1.1600 (0.1923) 2.4864 (0.5773) 1.5898 (0.3170) 1.1305 (0.4073) 0.0057 1.4623 0.4665 House Price Index 0.0107 (0.1407) (0.1821) # of Regions / 193/9 99/10 99/9 # of Years Fixed Effect F-test 5.01 8.27 4.76 B. Marriage Rate of Single Persons (1) (2) (3) Using Lagged Adding House Price Variables Both Variables Index Coefficient p-value Coefficient p-value Coefficient p-value Constant 107.2351 132.0111 116.9073 (9.0009) (4.3392) (4.6884) Childbirth Grant -1.2139-0.2812-0.2844 0.0004 0.3221 (100,000 Won) (0.3423) (0.2838) (0.3045) 0.3508 # of Child Care Facilities -0.6096-0.8330-0.4426 0.0080 (per 1000 People) (0.2296) (0.1526) (0.1654) 0.0077 Fraction of 0.0631 0.0030 0.1536 0.5946 0.9561 Welfare Budget(%) (0.1186) (0.0548) (0.0765) 0.0452 Amount of Local Tax -0.3373-0.0169-0.0142 per Capita 0.0399 0.0198 (0.1640) (0.0401) (0.0983) (100,000 Won) 0.8853 House Price Index -0.0937-0.0853 0.0198 (0.0401) (0.0440) 0.0529 # of Regions / # of Years 193/9 99/10 99/9 Fixed Effect F-test 4.92 15.76 14.43 Note: Standard errors in parentheses.
한국의출산장려정책은실패했는가? 37 이결과는다음의두가지추론을가능하게한다. 첫째, 현재로서는직접적인증거를제시할수없지만 2000년대중반이후보육지원및출산장려와관련된정부의정책이유배우출산율을높인요인가운데하나일수있다. 주지하듯이지난 10여년동안정부의저출산대책의초점은출산 양육 보육지원등결혼한가족의출산장려에맞추어져왔다. 14) 회귀분석에포함된출산 양육 보육과관련된지자체별정책이긍정적인효과를거두었다면유사한목표와수단을가진중앙정부의정책도비슷한효과를얻었을가능성이높다. 둘째, 결혼한부부의출산결정과미혼자들의결혼결정은상이한요인에의해영향을받는것으로보인다. 이경우유배우출산율을높이는정책이효과적이었더라도결혼의감소에의해유배우비율이떨어지는현상이나타날수있다. Ⅷ. 결론과정책적인함의 이연구의결과는정부의출산장려정책이본격적으로시행된 2005년이후 10여년동안우리나라의유배우출산율이매우가파르게증가했다는것을보여준다. 이기간유배우출산율증가는고학력여성과저학력여성모두에게서관찰된다. 이와같은유배우출산율의증가는여성인구유배우비율의빠른감소에의해상당부분상쇄되었다. 그결과로 2005년이후합계출산율은소폭증가하다가최근다시감소하였다. 만약 2005년부터 2012년까지유배우여성비율이낮아지지않았다면 2012 년의합계출산율은 2005년보다 0.44 높은 1.52까지높아졌을것으로추정된다. 시군구별데이터를이용한패널고정효과모형분석결과는정책적 사회경제적특성이유배우출산율과무배우혼인율에매우상이한영향을미친다는것을보여준다. 시군구별출산장려금, 아동인구대비보육시설의수등출산장려정책과관련된변수들은유배우출산율에는유의하게긍정적인영향을미친반면무배우혼인율과는음의상관관계를보였다. 거주시군구의복지예산비율과인구대비지방세액도 14) 제1차계획의경우저출산대책예산의 76.2% 가보육지원에, 19.7% 가출산 양육돌봄에. 5.1% 가일 생활균형지원에지출되었다. 일 생활균형지원을제외해도 95% 이상의예산이출산 양육 보육에쓰였던것이다. 제2차계획에서도출산 양육 보육예산이약 89% 를차지하였고, 일 생활균형지원에 5.9%, 고용주거에 5.1% 가지출되었다. 제3차기본계획이수립되면서고용및주거에대한재정지원이확대되었지만저출산예산의 4분의 3이여전이출산 양육 보육지원에배정되고있다.
38 經濟學硏究제 66 집제 3 호 유배우출산율에만유의하게긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 시군구별주택가격지수의상승은그지역의유배우출산율은높이는반면무배우혼인율은낮추는것으로추정되었다. 이결과는유배우출산율과무배우혼인율을결정하는요인이다를수있다는것을강하게시사한다. 이상의결과는지난 10여년동안의출산장려정책이완전히실패했다는일반적인견해에대해의문을제기한다. 기존대책이초점을맞추었던유배우출산율은크게증가하여합계출산율이증가하거나적어도더떨어지지않게하는데공헌하였다. 만약 2005년이후유배우출산율이전혀증가하지않았다면유배우여성비율의급격한하락때문에 2016년의합계출산율은 2005년보다 0.35 더낮은 0.73까지떨어졌을것으로추정된다. 2005년이후의유배우출산율증가가정부의저출산대책덕분에나타났다는직접적인증거는없다. 중앙정부의대책은대부분전국적으로실시되었기때문에시군구별회귀분석을통하여그효과를확인하기어렵다. 그럼에도불구하고이연구에서수행한회귀분석결과는출산장려정책의효과가긍정적이었을가능성을보여준다. 대부분의시군구는 2005년이후출산장려금을도입하기시작했고, 아동천명당보육시설의수도 2000년대를통해빠르게증가하였다. 이연구의분석에는주로지방정부의정책이반영되어있지만이시기출산장려를위한지방자치단체의노력은저출산문제에대한중앙정부의관심및대응과무관하지는않았을것으로사료된다. 또한지자체별정책이긍정적인효과를거두었다면유사한목표와수단을가진중앙정부의정책도비슷한효과를얻었을가능성이높다. 물론이상의결과에기초하여정부기존저출산대책이성공했는지여부를결정하기는어렵다. 지난 10여년동안의유배우출산율증가가실제로정부정책에기인한것이라하더라도이것이적정한수준의재원이효율적으로배분되었다는것을의미하지는않는다. 더나은정책이수립되어효과적으로추진되었다면실제나타난것보다더높은성과를얻었을수도있을것이다. 또한유배우비율의하락이장기적인합계출산율저하의주된원인임에도불구하고결혼한부부의출산율제고에초점을둔정책방안을마련한것도 실패 로평가될수있다. 그렇지만실제로수립되고추진된정책이아무런효과를얻지못했다는비판은사실이아닐가능성이높다. 이연구의결과는향후저출산대책의방향에대해다음과같은시사점을제공해
한국의출산장려정책은실패했는가? 39 준다. 첫째, 초혼연령을앞당기는것을정책의주된목표로설정한것은 ( 목표달성이가능할지혹은정책의수단이적절한지는논외로하더라도 ) 매우적절하다고판단된다. 1991년이후우리나라의합계출산율저하의주된원인은유배우여성비율의감소였다. 유배우여성비율이계속감소할경우유배우출산율이합계출산율혹은출산아수에미치는영향을감소할것이다. 따라서유배우여성비율의감소를막고더나아가증가세로전환시키기위한노력은장기적으로출산율을제고하는데매우중요한과제라고할수있다. 둘째, 초혼연령을앞당기는것이중요하다는사실이기존의유배우출산율장려정책을폐기해도된다는것을의미하지는않는다. 유배우출산율의증가는그동안급격한유배우여성비율의감소에도불구하고합계출산율을유지시켜온버팀목이었음을기억할필요가있다. 25년동안유배우여성비율이거의일정한추세로떨어지고있는가운데유배우출산율까지떨어진다면우리나라의출산율은기존에상상하지못했던낮은수준으로내려갈수도있다. 2012년이후더높이지지않고등락을거듭하고있는유배우출산율은 2015년이후급격한하락세를보이고있어서이러한우려를뒷받침한다. 만약기존의출산장려정책을폐기하고그재원으로결혼을장려하는정책을실시한다면담장의밑장을빼어서위로올리는하책이될수도있다. 이를피하기위해서는실제로저출산대응에투입되는예산이더늘어야할것이다. 셋째, 출산장려금이나보육정책과같은명시적인저출산대책이외에도많은정책들이간접적으로무배우인구의결혼과유배우인구의출산에영향을미칠수있다는점을간과하지말아야한다. 이연구에서수행한회귀분석이정확한인과적효과를추정했다고보기는어렵지만그결과는경제적여건, 전반적인사회복지지출의규모, 주택가격등이무배우혼인율과유배우출산율의중요한결정요인이라는강하게시사한다. 데이터의한계로인해이연구에서고려하지못했지만양질의일자리부족, 자녀교육의어려움, 일 가정양립문제등도저출산의매우중요한요인일가능성이높다. 이러한정책들이저출산해소에호의적이지못한방향으로진행된다면아무리많은재원을출산과직접적으로관련되어있는것처럼보이는정책에쏟아붓는다고해도그효과가크게상쇄될가능성이크다.
40 經濟學硏究제 66 집제 3 호 참고문헌 1. 관계부처합동, 저출산 고령사회기본계획시안, 관계부처합동, 2010. (Translated in English) Relevant Ministries, Plan for Ageing Society and Population, Government of the Republic of Korea, 2010. 2., 제3차저출산 고령사회기본계획, 관계부처합동, 2015. (Translated in English) Relevant Ministries, Plan for Ageing Society and Population, 2016-2020, Government of the Republic of Korea, 2015. 3. 김정호 홍석철, 보육료지원의여성노동공급및출산효과분석, 현진권편, 보육정책의논쟁과추진과제, 한국경제연구원, 2013, pp.43-75. (Translated in English) Kim, Jeong-ho and Sok Chul Hong, The Effect of Childcare Grant on Female Labor Supply and Fertility, in Controversy and Challenges of Childcare Policy, Ed. Hyun, Jin-kwon, Korea Economic Research Institute, 2013, pp.43-75. 4. 박창우 송헌재, 출산장려금정책이출산에미치는영향, 응용경제, 제16권제1호, 2014, pp.119-146. (Translated in English) Park, Chang Woo, and Heon Jae Song, The Effect of Child Birth Grants on the Fertility: Evidence from South Korea, Applied Economics, Vol. 16, No. 1, 2014, pp.119-146. 5. 이삼식등, 저출산원인및종합대책연구, 한국보건사회연구원, 2006. (Translated in English) Lee, Sam-sik, Causes of Low Fertility and Policy Responses, Korean Institute for Health and Social Affairs, 2006. 6. 서문희 이혜민, 영유아교육 보육재정증가추이와효과 : 2004-2014, 육아정책연구소, 2014. (Translated in English) Suh, Moonhee, and Hyemin Lee, The Increase in the Budget of and its Effect to Early Childhood Education and Care: 2004-2014, Korean Institute of Child Care and Education, 2014. 7. 이삼식 최효진 정혜은, 저출산정책효과성평가연구, 한국보건사회연구원, 2010. (Translated in English) Lee, Sam-sik, Hyo-jin Choi, and Hye-eun Chung, Evaluation on Effectiveness of Policies in Response to Low Fertility, Korean Institute of Child Care and Education, 2010. 8. 이상협 이철희 홍석철, 저출산대책의효과성평가, ( 연구보고서 2016-44-08), 세종 : 한국보건사회연구원, 2016. (Translated in English) Lee, Sang Hyup, Chulhee Lee, and Sok Chul Hong, Impact Evaluation of Korea s Pro-natal Policies, Korean Institute of Child Care and Education, 2016. 9. 이철희, 한국의합계출산율변화요인분해 : 혼인과유배우출산율변화의효과, 한국인구학, 제35권제3호, 2012. pp.119-146. (Translated in English) Lee, Chulhee, A Decomposition of Decline in Total Fertility Rate in Korea: Effects of Changes in Marriage and Marital Fertility, The Korean Journal of Population Studies, Vol. 35, No. 3, 2012, pp.119-146.
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42 經濟學硏究제 66 집제 3 호 Did Pro-natal Policy in Korea Fail?: A Decomposition of Fertility Change from 2000 to 2016* Chulhee Lee** Abstract 15) The result of decomposition analysis of the change in total fertility rate (TFR) suggests that marital fertility substantially increased during the last decade after the government started to implement pro-natal policy measures in 2005. The rise of marital fertility was offset by rapid decline in nuptiality (the fraction of women who are married). The results of panel fixed-effect model estimations based on county-level data show that local characteristics related to pro-natal policies (such as the allowance for newborn children and availability of child care facilities) promoted marital fertility, whereas they were negatively related to the marriage rates of single individuals. These results cast doubts on the general consensus that the pro-natal policies since 2005 entirely failed. The increase in marital fertility, the major aim of the government policies, contributed to keep TFR from plummeting to an extremely low level. Had marital fertility remained unchanged since 2005, TFR would have plunged to 0.73 by 2016 because of the sharp decline in nuptiality. Key Words: low fertility, pro-natal policy, total fertility rate, nuptiality, marital fertility JEL Classification: J1, N3 Received: March 22, 2018. Revised: May 28, 2018. Accepted: July 6, 2018. * This article is based on Chapter 2 of a Korea Institute for Health and Social Affairs policy paper (Lee et al. 2016). The chapter has been fully revised based on newly-conducted analyses with updated data sets (including the 2011-2015 data on marriage and fertility by education and county as well as the nation-wide data for 2015 and 2016). I thank G. Yoo for his excellent research assistance and the Center for Distributive Justice at the SNU Institute of Economic Research for financial support for my additional research. ** Professor of Economics, Seoul National University, 1, Gwanak-ro, Gwanak-gu, Seoul 08826, Korea, Phone: +82-2-880-6396, e-mail: chullee@snu.ac.kr