Journal of Public Welfare Administration 2012, Vol. 22. No.1, 91~125 저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 오창섭 * 최성혁 ** 요약 본연구는시 도별패널자료와 KLIPS( 노동패널 ) 자료분석을통해결혼건수와초혼연령이경제적요인에의해영향을받았는지를살펴보는데목적이있다. 본연구의실증분석결과는첫째, 외환위기이후급증한고용불안정성은소득의불균형을초래하고그결과젊은남녀의결혼을제약하는것으로나타났고둘째, 주택마련비용의상승은결혼비용을증가시킴에따라남성들의결혼참여를어렵게하는것으로분석되었으며마지막으로, 실업의증가는결혼에부정적인영향을미치는것으로나타났다. 본연구를통한두가지시사점은첫째, 저출산현상의완화를위해서는결혼을결정하는중요한변수인고용안정성을높이고실업률은낮추어야하고둘째, 비용면에서결혼비용의상당부분을차지하는주택가격이과도하게상승하지않도록해야한다. 특히결혼변수가주택매매가격보다는전세가격에더욱크게반응하는것으로나타났다는점을고려할때결혼을준비하는청년층의경제적부담을줄이기위해서는전세가격의안정성확보가무엇보다중요하다. 주제어 : 결혼, 고용불안정성, 주택마련비용, 저출산, 인구고령화 - 91 -
Ⅰ. 서론 1. 연구목적 최근우리나라에서도결혼건수 * 감소와초혼연령상승이중요한사회문제로부각되고있다. 결혼후한두명의자녀를낳는데그치는현상황에서혼인율하락 ( 혹은결혼건수감소 ) 은출산의감소를의미한다. 그리고초혼연령상승은자녀출산에관한선택에영향을미친다. 우선남성은경제활동이가능한범위내에서자녀를양육할수있다고판단이설때에자녀를낳으려할것이다. 여성의경우에는초혼연령이높아지면초산연령도높아지기때문에임신이잘되지않거나, 된다하더라도건강하지못한아이가태어날확률이높아진다. 또한높은초산연령은여성이둘째와셋째자녀를추가적으로갖는데어려움을초래하기도한다. 이러한여성의생물학적요인은결국저출산현상을심화시키는요인으로작용할가능성이높다. 이와같이결혼은출산과관련이깊으며최근결혼건수의감소 ** 와초혼연령의상승 *** 이저출산을가속화시키는중요한요인이라고생각할수있다. **** 결혼에대해경제학적관점에서분석한최초의연구자는 Becker (1973) 이다. 그는이론모형을통해결혼에관한남성과여성의의사결정과정을설명하고있다. *** 2011 년 **** 연합뉴스 2012.04.19 일자기사. - 92 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 Becker의이론 (1973: 813-846) 에따르면결혼시장참가자는결혼을통해얻는효용수준이미혼으로남았을때의효용수준보다높다고판단되면결혼을선택하고반대의경우미혼을선택한다. 결혼시장참여자가미혼상태로남는대신결혼을택함으로써얻는이득은소득의크기, 교육수준 (human capital), 상대적임금차이등에의해영향을받는다는점에서경제적요인이결혼행위를결정하는중요한변수라고주장하였다. Becker (1973) 이후여러경제학자들은사람들이결혼을하지않거나늦게하는이유를찾기위해연구를하였다. 그중결혼시장탐색모형 * (a search model of marriage market) 이좋은예이다.(Becker et al., 1977: 1141-1187; Oppenheimer, 1988: 563-591; Luoghran, 2002: 237-250). 동모형은남성이결혼상대자인여성에게청혼을하고여성은남성이청혼해오기를기다린다는가정으로부터시작한다. 남성은결혼시장참가자가운데마음에드는여성에게청혼을하고, 청혼을받은여성은남성의임금수준을관찰한후, 그수준이자신이생각하는유보가치 (reservation value) ** 보다낮다면청혼을거절하고다음청혼자를기다린다는가설을상정한다. 결혼시장탐색모형의가설이갖는함축적의미중하나는임금불평등 (wage inequality) *** 이심화될수록결혼을하지못하는남성과여성이증가할수있다는것이다. Loughran (2002: 237-250) 은미국자료를이용하여결혼시장탐색모형의가설을실증분석하였는데, 그결과백인남성의임금불평등확대는 1970년과 1990년기간중 20~33세백인여성의결혼의향 (marriage propensities) 하락의 7~18% 를설명한다고밝혔다. 또한 Gould and Paserman (2003: 257-281) 은남성의임금불평등확대가 1970과 - 93 -
1990년기간중여성혼인율하락의약 25% 를설명한다고주장하였다. * 이처럼국외의경우경제학적관점에서결혼문제를다룬연구들이있는것과는달리국내에서는아직까지결혼에관하여경제학적관점에서논의한연구가미미한실정이다. ** 경제학적관점보다는주로사회학적관점에서논의가이루어졌왔다. *** 본연구는최근사회적문제로인식되고있는결혼건수감소와초혼연령상승이경제적요인 ( 주로고용불안정성, 주택마련비용부담등 ) **** 에의해영향을받았는지를분석하는데목적이있으며, 국내에서선행연구가미흡하다는점에서연구의의의를찾을수있다. ***** - 94 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 2. 이론적배경 1) 저출산의원인 지금까지학계에서논의된인구고령화의주된요인으로는기대수명연장과저출산현상을들수있다. 먼저의학기술의발달과소득증가및생활수준의향상에기인한기대수명의연장은정책적인대응을필요로하지않는다. 둘째요인은여성의경제적역할증대, 자녀관등가치관의변화, 양육 교육비부담증가등에따른사회전반적인출산기피현상과관련이있다.( 이삼식외 2005; 이삼식, 2006; 이삼식외, 2010) < 그림 1> 학계에서논의된저출산결정요인 통계청자료 (2006, 2010) 에따르면, 우리나라의저출산문제가얼마나심각 한지알수있다. 2010 년합계출산율 (total fertility rate) * 이 1.16 에불과해현 인구유지에필요한출산율 (2.1 명 ) 을크게하회하고있다. 모 ( 母 ) 의출산율이 2000 년대초반에는 25~29 세연령대에서높았으나최근에는 30~34 세연령대 에서가장높아산모연령이상승하는추세이다. 주출산연령층인 20~39 세여 성인구의비중은 90 년대 30% 후반대에서최근 20% 후반대로낮아졌다. 2010 년총출생아수가 1990 년 (64.9 만명 ) 의 2/3 수준인 42 만명정도로감소하는것으 로나타나있다. 여기서우리는두가지질문을제기할수있다. 주출산층내에서왜산모의 연령이높아졌는가?ˮ 그리고 왜총출생아수가감소하는가?ˮ 이다. 여러가지원 인이있겠지만결혼건수의감소 ( 혼인율의하락 )( 통계청, 2012; 김승권, 2005; - 95 -
이수희, 2005; 은기수, 2005; 이정미, 2005, 김승권외, 2002) 와초혼연령의상승 ( 공선희외, 2008; 김두섭, 2009; 이삼식, 2006; 안명옥, 2004; 김승권, 2003) 이원인중하나로지적되고있다. 결혼건수의감소는혼인율을하락시키고초혼연령의상승은주출산층의연령증가를야기시키고이는곧총출생아수의감소, 즉저출산현상을초래할수있다.( 이삼식, 2006) 통계청자료 (2010) 를이용하여연령대별산모의 2명이상출생아수를추정한결과를보면, 25~29세연령층의산모에서출생아수가가장많았으며이후연령층에서는하락하는추세를보인다. * < 그림 2> 는앞서언급한저출산 인구고령화의원인과관련된여러가지요인들의관계를정리한것이다. 고령화의몇가지원인가운데저출산문제는그동안경제학차원에서논의가많이되어왔다. 그러나저출산을초래하는주된요인중하나인결혼에관해서는아직심도있는논의가진행되지못한것이사실이다. < 그림 2> 저출산 인구고령화의원인 주 : 이도식은이론적배경의서두에서밝힌기존저출산 인구고령화의원인을재정리한것임. 아울러, 음영부분은본연구에서실증하여파악하고자하는저출산의원인임. 따라서결혼을출발점으로하여인구고령화의원인을찾는것은의미있는일 - 96 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 이라하겠다. 저출산현상은결혼건수감소및초혼연령상승으로부터영향을받으며, 이러한결혼건수감소및초혼연령상승은그이전에청년층의고용불안정성, 주택마련비용부담등경제적요인과밀접한관계가있을것이라는연구문제하에서인구고령화문제를바라볼필요가있다. 2) 주출산층의미결혼이유 Blau et al. (2000: 624-647) 은 1970 년, 1980 년및 1990 년에조사된미국 의전수조사를이용하여노동시장여건과혼인율간상관관계를분석하였는데, 노동시장의여건변화가혼인율을결정하는중요한요인이라고주장하였다. 구 체적으로여성의경우노동시장의여건이좋을수록, 그리고남성은노동시장의 여건이나쁠수록혼인율이낮아진다고하였다. * 앞서언급한결혼시장탐색모형 을적용하여설명하면, 여성에게유리한노동시장여건은여성의유보가치상승 을유발하며, 남성의노동시장여건악화는소득불평등을확대시키기때문에혼 인율이낮아지는것이다. 이들의연구에서는대체로남성의노동시장여건변화가 여성의노동시장여건변화보다결혼에더크게영향을미치는것으로나타났다. 고용과결혼의관계에대한다른연구로는 Wilson(1987) 과 Wood(1993) 가 있다. Wilson(1987: 125-139) 은미국의흑인남성중직업이있는사람과없는 사람을각각 결혼가능남성 (male marriageable) 과 결혼불가능남성 (male unmarriageable) 으로구분하고 결혼가능남성지수 (MMPI: male marriageable pool index) 를산출하였다. ** 그는이지수와혼인율은양 (+) 의상관관계가있 다는가설을세우고시계열자료를이용하여실증분석하였다. 한편, Wood(1993: 163-193) 는미시자료 (micro data) 인 1970 년과 1980 년의미국 표준도시통계자료 (SMSA: standard metropolitan statistical area level data) 를 이용하여 Wilson(1987) 의가설에대해실증분석하였다. 그결과 MMPI 가상 승할때여성의혼인율이약 3~4% 정도상승하는것으로나타났다. 또한소득 구간별로나누어추정한결과, 최소소득수준이높을수록혼인율이상승한다는 점을발견하였다. 노동시장과결혼의관계에관한증거는국내에서도찾을수있다. 이삼식외 ʻ ʼ - 97 -
(2005) 가조사 발표한 2005년도전국결혼및출산동향조사에따르면, 우리나라미혼남녀 (20~44세) 의결혼하지않는이유중경제적요인이남 여각각 43.4% 와 17.9% 를차지하고있다. 연령별로살펴보면남자의경우결혼적령기라할수있는 25~34세 * 에있는남성들이결혼하지않는이유로경제적요인을 53.1~49.1% 로꼽고있다. 이중노동시장의상황을반영하는실업 고용불안정성은남성및여성각각 13.2~16.5% 및 3.9~5.8% 를차지하고있어결혼결정시남성의고용불안정성이여성에서보다더중요한요인인것으로나타났다. 다음으로결혼을하지않는이유중에서결혼비용 ( 주택마련비용, 혼수및결혼식비용등을포함 ) 의부담이크기때문이라는답변도높은비중을보였다. 결혼비용의부담은각각남성 15.1%, 여성 9.5% 로여성보다는남성이결혼비용에많은부담을느끼고있는것으로나타났다. 특히 25~34세연령층의경우결혼비용부담때문이라는비중이남성 18.6~21.6%, 여성 7.8~13.5% 로나타나결혼비용에대한부담이실업 고용불안정성과함께결혼을하지않게하는중요한요인이었다. 그리고미혼남녀중결혼을연기한경험이있는사람들에대한설문결과에따르면 ( 이삼식외, 2005), 이들중결혼을연기한경험이있는사람은남성 10%(1,460명중 146명 ), 여성 6.4%(1,203명중 76명 ) 이었다. 이들이결혼을연기한주된요인역시남성의경우경제적요인이무려 50%( 고용불안정 : 17.8%, 결혼비용부담 : 19.2%) 에달하고여성의경우 29%( 고용불안정 : 5.3%, 결혼비용부담 : 15.8%) 정도에달하였다. 특히여성보다는남성의경우경제적요인이결혼결정에중요한역할을하는것으로나타났다. 3) 결혼관련지표들의추이 < 표 1> 은결혼 주택가격 고용관련통계의연도별추이를보여준다. 이표를보면알수있듯이초혼건수는 1990~1997년기간중연평균 354.8천건에서 1998~2009년기간중 256.6천건으로감소하였다. 혼인율도동일한비교대상기간에 15세인구천명당연평균 10.8건에서 6.8건으로줄어들었다. 초혼연령은비교대상기간에남성 (28.2 30.3세) 과여성 (25.1 27.3세) 모두높아졌다. 고용불안정을나타내는지표인임시직근로자비율 ( 이하, 간단히 임시직비율 ) 은 1990~1997년기간중연평균 28.6% 에서 1998~2009년기간중 33.3% 로높아 - 98 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 졌다. * 그리고결혼비용의상당부분을차지하는주택마련비용의변동을가늠하는대용지표인주택매매가격상승률은 1990~1997년기간중연평균 2.2% 에서 1998~2009년기간중에는 3.3% 로상승세가높아졌다. 이와같이외환위기이후증가한고용불안정성과주택마련비용부담이결혼에대한의사결정에적지않은영향을주었을것으로판단된다. < 표 1> 결혼 고용 주택가격관련통계 1) 추이 연도 구분 초혼건수 결혼률 2) ( 천명당 ) 초혼연령 ( 세 ) 임시직주택가격비율 3) 실업률 4) 종합지수 5) (%) 남성여성 (%) 매매전세 1990 356,649 11.6 27.8 24.8 29.0 2.4 108.6 88.9 1991 372,167 11.8 27.9 24.8 28.7 2.4 119.8 92.2 1992 372,040 11.6 28.0 24.9 27.7 2.5 112.0 96.3 1993 353,186 10.9 28.1 25.0 26.7 2.9 108.1 99.6 1994 342,021 10.4 28.2 25.1 27.9 2.5 106.4 102.6 1995 341,634 10.2 28.4 25.3 27.9 2.1 106.2 107.2 1996 370,799 10.8 28.4 25.5 29.6 2.0 107.0 112.9 1997 330,189 9.5 28.6 25.7 31.6 2.6 110.1 117.4 1998 313,851 8.9 28.8 26.0 32.9 7.0 100.0 100.0 1999 296,614 8.3 29.1 26.3 33.6 6.3 98.7 105.2 2000 271,843 7.5 29.3 26.5 34.5 4.1(8.1) 100.5 120.0 2001 252,931 6.9 29.6 26.8 34.6 3.8(7.9) 104.5 134.8 2002 239,977 6.5 29.8 27.0 34.5 3.1(7.0) 121.9 155.8 2003 233,854 6.3 30.1 27.3 34.8 3.4(8.0) 132.9 158.3 2004 231,257 6.1 30.5 27.5 34.1 3.5(8.2) 134.4 152.7 2005 232,048 6.1 30.9 27.7 33.3 3.5(8.0) 135.4 149.4 2006 255,197 6.6 31.0 27.8 33.1 3.3(7.9) 143.8 156.8 2007 265,530 6.8 31.1 28.1 32.4 3.0(7.2) 156.8 164.7 2008 249,425 6.3 31.4 28.3 31.3 3.0(7.2) 163.1 169.4 2009 236,677 5.9 31.6 28.7 31.0 3.4(8.1) 163.4 169.8-99 -
1990-97 평균 6) 354,836 10.8 28.2 25.1 28.6 2.4 2.2 6.2 1998-09 평균 6)7) 256,600 6.8 30.3 27.3 33.3 3.4(7.8) 3.3 3.1 1990-09 평균 6) 295,894 8.4 29.4 26.5 31.5 3.3 2.9 4.3 주 : 1) 전국단위자료임 2) 혼인율 = ( 결혼건수 /15 세이상인구 ) 1000, 즉 15 세이상인구 1000 명당결혼건수 3) 임시직비율 =( 임시직근로자수 / 임금근로자수 ) 100 4) ( ) 내는청년 (15~29 세 ) 실업률을나타냄 5) 2008.12 =100 기준을 1998 =100 으로전환한지수임 6) 주택매매가격지수및전세가격지수의경우기간중연평균상승률 (%) 7) 실업률은 2000-2009 년평균자료 : 통계청과국민은행의자료 (1990-2009) 재정리 < 그림 3> 은각변수들의관계를좀더명확히살펴보기위해 < 표 1> 에서살펴보았던결혼변수 ( 초혼건수, 혼인율, 초혼연령 ) 와임시직비율 ( 고용불안정성 ) 및주택가격종합지수 ( 주택마련비용 ) 의추이를나타낸것이다. 우선임시직비율과초혼건수및초혼연령의관계를보면, 전반적으로임시직비율이상승할때초혼건수가줄어든반면초혼연령은높아지는모습이발견된다. 다음으로주택마련비용의대용지표인주택매매지수와전세가격지수가상승하는시기에도초혼건수가줄어든반면초혼연령은높아지는것을볼수있다. 특히결혼변수는주택매매가격지수보다는전세가격지수와높은상관관계를갖는것으로보인다. 전체적으로임시직비율과주택마련비용은초혼건수와는음 (-) 의, 초혼연령과는양 (+) 의관계를보이고있음을확인할수있다. - 100 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 < 그림 3> 결혼변수및주요거시변수추이 (1990~2009 년 ) 주 : 1) 음영부분은외환위기기간임 2) 초혼연령은남자기준자료 : < 표 4> 의내용을관련변수들간도식으로재구성 Ⅱ. 연구방법 본연구는저출산의원인으로인식되고있는결혼건수감소와초혼연령의상승이경제적요인과밀접한관련이있을것이라는연구문제를해결하기위해실증적분석을시도하였다. 이러한분석에사용한자료는시 도별패널자료와노동패널자료 (KLIPS) 이다. 분석자료를두패널자료로구분하여사용한것은, 변수에따른수집된자료의출처가다르고시 도별패널자료를통해제시하고추론적인추정결과를더정확하도록하기위해노동패널자료 (KLIPS) 를통한추가분석을한것이다. 1. 연구자료 1) 시 도별패널자료 분석에이용된자료중결혼건수, 혼인율 *, 초혼연령 ( 이상 인구동향조사 ), - 101 -
임시직근로자비율, 20대의경제활동참가율, 실업률및 15~39세인구 ( 이상 경제활동인구조사 ) 는통계청자료를이용하였으며, 주택매매가격및전세가격종합지수 ( 이상 전국주택가격동향조사 ) 는국민은행자료를이용하였다. * 분석기간은시 도별자료이용이가능한 1990년부터 2009년까지총 20년간이다. ** 분석방법으로는회귀분석 ( 추정회귀모형 ) 을사용하였다. 2) 노동패널자료 (KLIPS) 분석에이용된자료는 4차조사 (2001) 부터 11차조사 (2008) 까지자료를이용하였고, 분석방법으로는회귀분석을사용하였다. 노동패널자료는개인의결혼여부, 연령, 종사상지위, 소득수준등다양한특성들을포함하고있는우리나라의대표적인패널자료이다. *** 또한 1998년 (1차) 부터 2008년 (11차) 까지 11년간조사되어시계열이비교적길다. 따라서노동패널자료는본연구에서와같이각개인의초혼을결정하는요인이무엇인지를분석할때유용하다. 그러나종사상지위에서정규직과비정규직을구분할수있는자료는 4차조사부터이므로 2001년 (4차) 부터 2008년 (11차) 까지의자료를이용한다. 2. 연구모형 본연구의모형은그림 < 그림 4> 와같다. 본연구는저출산문제의원인으로지적되고있는결혼건수의감소 ( 혼인률하락 ) 와초혼연령의상승이경제적요인, 즉고용불안정성과주택마련비용의부담과밀접한관련이있다는연구문제를해결하기위해실증분석한다. - 102 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 < 그림 4> 연구모형 3. 변수의구성적정의 연구모형에서보는바와같이, 종속변수로는결혼건수의감소, 혼인율 ( 천명당결혼건수 ) 하락, 초혼연령 ( 남 / 여 ) 의상승으로규정하고, 독립변수로는경제적요인중고용불안정성과주택마련비용의부담을제시한다. 시 도별패널자료에서고용불안정성변수는임시직비율, 경제활동참가율, 실업률등을, 주택마련비용부담은주택종합지수 ( 매매가격지수, 전세가격지수 ) 로써정의하고, 노동패널자료에서는고용불안정성변수를특히종사상지위로분류하여살펴보았다. 4. 연구문제 이론적배경에서제시한변수들간의관계를감안하여다음과같은연구문제를 설정한다. 이러한연구문제들은실증분석을통하여답을구한다. 연구문제 1. 청년층의고용불안정성은혼인율의하락과초혼연령의상승을야 기시켜미혼남 여가결혼하는데부정적영향을미친다. 연구문제 2. 과도한주택마련비용은혼인율의하락과초혼연령의상승을야기 시켜미혼남 여가결혼하는데부정적영향을미친다. - 103 -
Ⅲ. 실증분석 * 1. 시 도별패널자료를이용한분석 1) 자료설명및기초통계량 < 표 2> 는분석에이용된시 도패널자료의기초통계량을나타낸다. 지역에 따라차이가있지만결혼건수는최소 4,964 건, 최대 97,354 건으로과거 20 년 동안평균 19,843 쌍이결혼한것으로나타났다. 혼인율은 15~39 세인구천명 당평균 14.9 건으로최소 10.5 건에서최대 26.3 건을보이고있다. ** 초혼연령의 경우남성이여성보다평균 3 세정도높게나타났는데, 군복무라는우리나라의 특수한상황때문에나타난결과일수도있다. 그러나남성이여성보다늦게결혼하는이유에대한경제적관점의분석은 Bergstorm and Schoeni(1996) 에의해이루어졌다. 이들은남성이여성에비해 늦게결혼하는이유를남성의소득전망 (income prospects) 에서찾고있다. 전통 적으로배우자를선택할때남성은경제적능력을, 여성은출산의능력을가장 중요한잣대로인식해왔다. 일반적으로여성의경우자신의소득과관계없이 나이가적을수록높은가치를가지고있다. 반면남성은노동시장에진입하기 전에는자신의능력을결혼상대방에게알릴기회가없기때문에노동시장진입 은남성의결혼시장진입을위한필요조건이라할수있다. 즉, 남성의경우노 동시장진입이늦을수록여성에게청혼할시간이늦어지게된다고볼수있다. 따라서우리나라남성의군입대는단순히결혼시기를늦추는데에그치지않고 노동시장진입을지연시키는요인으로작용한다. 이러한노동시장진입의여부 를파악하는지표로이용되는 20 대의경제활동참가율은지역별로최소 51.4%, 최대 71.7% 를보여지역별격차가컸으며, 평균적으로는 63.2% 를보이고있다. - 104 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 마지막으로 15~39 세인구는결혼시장실제참가자와잠재참가자의총합을나 타내는데각지역별로최소 427 천명에서 5,061 천명을보이고있다. < 표 2> 시 도패널자료의기초통계량 변수명 기초통계량 평균 표준편차 최소값최대값왜도첨도 결혼건수 19,843.18 19,997.55 4,964.00 97,354.00.661 -.130 혼인율 ( 천명당건수 ) 14.87 2.89 10.51 26.30.720 -.115 초혼연령 ( 세 ) 남성 29.25 1.28 27.19 31.95 -.209-1.966 여성 26.28 1.37 24.07 29.60.821.559 임시직비율 (%) 29.35 6.63 10.58 44.33.959.460 주택종합지수 1) 매매가격 전세가격 113.80 22.83 81.05 220.09.284.720 121.36 29.54 72.96 208.94.306 -.301 경제활동참가율 (20대)(%) 63.19 4.08 51.40 71.70.888.436 실업률 (%) 3.12 1.55 0.70 9.10.099 -.842 15~39세인구수 ( 천명 ) 1,303.38 1,224.41 427.00 5,061.00 -.083 -.245 표본수 / 지역수 292 / 15 주 : 1) 2008.12 =100 기준지수를 1998 =100 기준으로전환한지수임 2) 분석기간은 1990~2009 년이고울산지역은 1998 년이후만분석하였음, 단제주도는분석에서제외 ( 이하같음 ) 2) 실증분석결과 < 표 3> 과 < 표 4> 는추정결과를정리한것이다. 우선계수값의해석에앞서 모형의적합성을보면, 각모형에서고정효과가 ʻ0ʼ 이라는귀무가설 (H0 : i = 0) 이기각되었다. 이는각모형에고정효과가존재함을의미한다. 또한공적분 - 105 -
검정결과 < 표 3> 의모형에서는모든경우에장기적관계가있다고나왔다. 그러나 < 표 4> 에서보듯이초혼연령의경우전세가격지수를이용한남성의초혼연령모형에서만유의한결과를얻었다. 따라서모형추정결과의해석은공적분관계가있는모형에국한하여이루어질것이다. (1) 결혼건수와혼인율결정요인결혼건수와혼인율결정요인의분석결과가정리된 < 표 3> 을살펴보면결혼에부정적영향을미치는변수로임시직비율, 주택가격종합지수, 실업률이있다. 우선고용불안정성의대용변수인임시직비율의경우, 동비율이 1%p 상승하면결혼건수는 330건줄고혼인율은 15~39세인구천명당 ( 이하동일 ) 0.23~0.40 건감소하는것으로나타났는데이는임시직비율이높아질경우소득불평등이확대되기때문이다. 임시직비율과소득불평등간관계는기존의연구에서도확인된다. 황선웅 (2009) 은비정규직비율이 1%p 상승하면노동소득분배율 (labor shares) 이 0.644%p 하락함을보였다. 또한우리나라의경우기업들의임시직채용의목적이주로비용절감에있기때문에일반적으로임시근로자의임금수준이상용근로자에비해낮다 ( 안주엽, 2001: 67-96; 안주엽 김동배 이시균, 2003: 46-68, 117-149; 노용환, 2007: 2-5). * 즉, 임시직비율이높아지게되면소득의불균등도확대된다고볼수있다. ** 주택가격의상승역시결혼비용의상승을가져와결혼에부정적영향을미치는것으로분석되었다. 특히결혼변수가주택매매가격보다는전세가격에더욱크게반응하는것으로나타났다. 실업률의 1%p 상승은 835~1,040건의결혼감소와 0.18~0.42건의혼인율감소를초래하는것으로나타났다. 경기변동혹은실직상태를나타내는대용변수인실업률의상승은소득의불확실성확대를초래하여결혼에부정적으로작용하는것으로해석할수있다. - 106 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 < 표 3> 결혼모형추정결과 종속변수 결혼건수 혼인율 변수명 임시직비율 주택가격종합지수 경제활동참가율 (20 대 ) 실업률 15~39 세인구수 상수항 F 검정, H0: i=0 공적분검정 [ 매매가격지수 ] [ 전세가격지수 ] [ 매매가격지수 ] [ 전세가격지수 ] -330.26*** (-6.68) -78.36*** (-7.26) 101.11 (1.12) -835.73*** (-4.64) 17.45*** (16.85) 11932.83* (1.97) -9.74 (-0.18) -100.41*** (-11.46) 164.74** (2.06) -1040.47*** (-6.39) 15.74*** (16.97) 4635.62 (0.89) -0.40*** (-14.67) -0.002 (-0.26) 0.03 (0.60) -0.18* (-1.79) 0.002*** (3.73) 22.73*** (6.76) -0.23*** (-7.72) -0.04*** (-9.18) 0.02 (0.36) -0.42*** (-4.72) 0.002*** (3.44) 25.00*** (8.88) 4.87*** 4.04*** 10.71*** 5.16*** c -6.62*** -6.29*** -8.22*** -8.06*** ct -6.13*** -6.15*** -7.96*** -7.60*** R2 0.62 0.69 0.52 0.63 표본수 / 지역수 292 / 15 주 : 1) 각란의값은 B 값을의미하고, ( ) 안의숫자는 t- 통계량을의미하며, ***, ** 및 * 는각각.01,.05 및.10 수준에서통계적으로유의함을나타냄. 2) 종속변수아래 [ ] 는설명변수의하나인주택가격종합지수를매매가격지수로할때와전세가격지수로할때를나타냄.( 이하같음 ) 3) 분석기간은 1990~2009 년이고제주도는제외되었으며울산지역은 1998 년이후만분석하였음. 4) 공적분검정에서 c 는상수항만을포함하여분석한결과이며, ct 는상수항과시간추세를포함하여분석한결과임. 반면 20 대의경제활동참가율과 15~39 세인구수는결혼에긍정적영향을미 치는것으로나타났다. 20 대의경제활동참가율이 1%p 높아지면결혼건수는약 - 107 -
165건정도증가하였으며 15~39세인구수천명증가는약 15~17건의결혼증가와 0.002건의혼인율증가를유발하는것으로분석되었다. 20대의경제활동참가율과 15~39세인구변동의효과가큰차이를보이는것은, 각변수가가진의미가다르기때문이다. 우선 20대경제활동참가율의경우 1%p 증가는결혼가능인구가 5.14천명증가하는것을의미한다. * 따라서이를 15~39세인구수와동일하게취급하면결혼건수가대략 32건정도증가하는것으로볼수있다. 또한 20대경제활동인구의경우 15~39세인구와달리결혼가능성이높은집단을의미한다. 즉, 15~39세인구의경우잠재적결혼시장참여자이지만아직은결혼할연령이아닌 15~19세연령층과 30세이상의기혼자가포함되어있다. (2) 초혼연령결정요인 < 표 4> 는초혼연령이앞서살펴본여러설명변수들과관계가있는지를분석한것이다. 전술하였듯이주택마련비용대용변수로전세가격지수를사용한남성의초혼연령결정모형추정결과에대해서만설명하고자한다. 임시직근로자비율, 주택가격종합지수및실업률상승은남성의평균초혼연령을상승시키는요인으로작용하는반면 20대의경제활동참가율상승과 15~39세인구증가는남성의초혼연령을하락시키는것으로나타났다. 먼저경기변동을나타내는실업률은초혼연령을높이는효과가있었다. 실업률상승, 즉경기부진은미래소득의불확실성을높여결혼을지연시키는것으로나타났다. 15~39세인구수는초혼연령에음 (-) 의효과를주는것으로나타났는데, 이는결혼연령층인구의증가로결혼상대자를쉽게찾을수있어공급법칙에따라남녀의초혼연령이낮아지기때문이다. 다음으로남 여의초혼연령에대한임시직비율의효과를보면, 서론에서소개된결혼탐색모형을따라남성이여성에게청혼을한다고가정할경우여성의초혼연령은남성의초혼연령과높은상관관계 ** 를가진다고할수있다. 왜냐하면남성이결혼을준비하는데걸리는시간이늘어나는만큼여성이남성으로부터청혼을받는시간역시늘어나기때문이다. 즉, 남성임시직근로자의증가로남성의혼인연령이높아져청혼시기가늦어지면여성의결혼연령도상승하는 - 108 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 것으로보인다. * < 표 4> 초혼연령모형추정결과 종속변수 남성평균초혼연령 여성평균초혼연령 변수명 [ 매매가격지수 ] [ 전세가격지수 ] [ 매매가격지수 ] [ 전세가격지수 ] 임시직비율 0.15*** (12.02) 0.03*** (2.87) 0.16*** (11.99) 0.03*** (1.88) 주택가격종합지수 0.02*** (6.79) 0.04*** (21.93) 0.02*** (7.36) 0.04*** (23.21) 경제활동참가율 (20 대 ) -0.07*** (-3.04) -0.08*** (-5.46) -0.08*** (-3.20) -0.09*** (0.36) 실업률 15~39 세인구수 상수항 F 검정, H0: i=0-0.04 (-0.75) -0.002*** (-6.87) 29.56*** (18.90) -0.08*** (2.63) -0.001*** (-7.59) 30.64*** (31.42) 0.002 (0.04) -0.002*** (-6.93) 26.57*** (16.73) 0.12*** (3.92) -0.001*** (-7.70) 27.87*** (28.85) 8.16*** 11.62*** 8.23*** 12.02*** 공적분검정 c -3.34-3.98-2.68-3.38 ct -4.62-4.89* -4.37-4.60 R2 0.53 0.80 0.54 0.82 표본수 / 지역수 292 / 15 주 : 1) 각란의값은 B 값을의미하고, ( ) 안의숫자는 t- 통계량을의미하며, ***, ** 및 * 는각각.01,.05 및.10 수준에서통계적으로유의함을나타냄. 2) 분석기간은 1990~2009 년이고제주도는제외되었으며울산지역은 1998 년이후만분석 3) 공적분검정에서 c 는상수항만을포함하여분석한결과이며, ct 는상수항과시간추세를포함하여분석한결과임. - 109 -
그리고결혼비용의상당부분을차지하는주택마련비용증가가초혼연령에미치는효과를생각해보면, 주택마련비용은결혼관습에따라남성측에서주로부담한다. * 따라서주택마련비용의증가는남성의초혼연령을높이고, 이는다시여성의초혼연령상승을초래할것이라고추론할수있다. 이러한추론의보강을위해노동패널자료를이용하여추가분석을실시하고자한다. 2. 노동패널자료를이용한분석 1) 자료설명및기초통계량 < 표 5> 는노동패널자료의기초통계량이정리되어있다. 남성과여성을비교해보면혼인비율이남성 4.2%, 여성 5.7% 로여성의혼인비율이 1.5%p 가량높게나타났다. ** 연령변수의경우기혼남성의초혼연령은평균 31세, 기혼여성의초혼연령은평균 27세로남성과여성간연령격차가 4세정도로나타나시 도패널자료상남녀간초혼연령격차 ( 약 3세 ) 보다는약간컸다. *** 종사상지위별로보면정규직근로자비중이가장높았으며소득이없는기타직업군 ( 무급가족종사자, 노동시장미참여자 ) 비중이그뒤를이었다. - 110 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 < 표 5> 기초통계량 변수명 구분 평균 표준편차 최소값 남성 최대값 왜도 첨도 평균 표준편차 여성 최소값 최대값 왜도 첨도 혼인비율 전체표본연령 ( 세 ) 기혼자 1) 초혼연령 ( 세 ) 종사상지위 - 정규직 - 비정규직 - 자영업자 - 실업자 - 기타 2) 교육연수 ( 년 ) 개인소득 ( 월, 만원 ) 서울시 ( 비율 ) 광역시 ( 비율 ) 표본수 주 : 1) 남성전체표본수 2,372 명중에서기혼남성은 139 명이며, 여성전체표본수 1,918 명중에서기혼여성은 158 명임. 2) 무급가족종사자, 노동시장미참여자 3) 표본수를제외한모든수치들은횡단면가중치를이용하여가중평균한값임. 자료 : 한국노동패널 4 차 ~11 차 - 111 -
회귀분석에앞서기초통계량을이용하여종사상지위별결혼여부를비교해보았다. < 표 6> 을보면남성은자영업자가 6.7% 로가장높은혼인비율을보이고있고다음으로정규직 (6.4%), 비정규직 (2.6%), 실업자 (0.7%) 의순으로나타났다. 여성의경우소득이없는기타직업군의혼인비율이 9.6% 로가장높고다음으로비정규직 (6.5%), 정규직 (4.8%), 자영업자 (1.4%), 실업자 (0.4%) 의순으로나타났다. < 표 6> 종사상지위별혼인비율비교 ( 단위 : %) 정규직비정규직자영업자실업자기타전체 남성 여성 평균 6.4 2.6 6.7 0.7 0.6 4.2 빈도수 ( 명 ) 1,236 248 186 215 487 2,372 평균 4.8 6.5 1.4 0.4 9.6 5.7 빈도수 ( 명 ) 996 196 85 133 508 1,918 주 : 빈도수를제외한모든수치들은횡단면가중치를이용하여가중평균한값임. 종사상지위간평균혼인비율의차이를비교한 < 표 7> 을보면남성의경우정규직과비정규직간에통계적유의성을보인반면여성은통계적유의성을보이지않았다. 또한남성은소득이없는기타직업군및실업자에비해소득수준이높은정규직근로자와자영업자가상대적으로높은혼인비율을보였으나여성은오히려소득이없는기타직업군에서높은혼인비율을보이고있다. 즉, 남성의경우소득수준이결혼을결정하는데중요한역할을하는반면여성에게는그다지중요한역할을하지않는것으로보인다. 이는 2005년도전국결혼및출산동향조사에서미혼남 여가결혼하지않는이유로남성이여성보다경제적요인을더많이고려한다는점과도일치한다. - 112 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 < 표 7> 종사상지위간혼인비율차이비교 ( 단위 : %) X1 비정규직자영업자실업자기타 X2 정규직 비정규직 자영업자 실업자 남성 -3.8* 여성 1.7 남성 0.3 4.1 여성 -3.3-5.1 남성 -5.7*** -1.9-6.0** 여성 -4.3-6.1-1.0 남성 -5.8*** -2.0-6.0*** -0.1 여성 4.9*** 3.1 8.2** 9.2*** 주 : 1) ***, ** 및 * 는각각.01,.05 및.10 수준에서통계적으로유의함을나타냄. 2) 평균차이는 X1 - X2 임. 3) 모든수치들은횡단면가중치를이용하여가중평균한값임. < 표 8> 은이러한주장을뒷받침하는증거로남성의경우혼인비율이높은자영업자와정규직근로자가소득역시높았다. 여성의경우 < 표 8> 에서혼인비율이낮게나타났던자영업자의소득수준이가장높았다. 모형을통한분석에앞서이를결혼시장탐색모형에적용해보면남성의경우소득수준이높을수록결혼할확률이높으며, 여성의경우소득수준이낮을수록결혼할확률이높을것으로예상된다. < 표 8> 종사상지위별평균소득비교 ( 단위 : 만원 ) 정규직비정규직자영업자실업자기타전체 남성 여성 평균 168 126 200 0 0 113 빈도수 ( 명 ) 1,236 248 186 215 487 2,372 평균 127 99 163 0 0 83 빈도수 ( 명 ) 996 196 85 133 508 1,918 주 : 빈도수를제외한모든수치들은횡단면가중치를이용하여가중평균한값임. - 113 -
2) 실증분석결과 (1) 종사상지위와결혼확률 < 표 9> 는결혼여부를이용하여프로빗모형을추정한결과이다. 종속변수 변수명 비정규직 -0.019** (-2.25) 자영업자 0.002 (0.16) 실업자 -0.033*** (-3.26) 기타 -0.040*** (-5.18) 로그소득 상대적임금 로그연령 로그교육연수 로그전세가격지수 서울시 광역시 < 표 9> 종사상지위에따른결혼확률추정결과 결혼여부 모형 1 모형 2 모형 3 남성 여성 남성 여성 남성 여성 0.037 (1.59) 0.057*** (2.97) 0.014 (0.28) -0.4e-3 (-0.05) -0.005 (-0.74) 0.020 (1.22) -0.038** (-2.46) -0.047** (-2.59) 0.046*** (4.10) 0.091*** (3.79) 0.075*** (2.66) -0.121* (-1.82) -0.017 (-1.57) -0.020 (-2.10) 0.012*** (5.62) 0.027 (1.18) 0.050*** (2.71) 0.016 (0.32) 0.3e-3 (0.03) -0.004 (-0.66) -0.005** (-2.50) 0.092*** (3.55) 0.066** (2.12) -0.124* (-1.69) -0.020* (-1.68) -0.024** (-2.22) 0.021*** (6.67) 0.044* (1.66) 0.054*** (2.73) 0.016 (0.28) 0.002 (0.17) -0.009 (-1.24) -0.007 (-1.23) 0.091*** (3.50) 0.063* (1.95) -0.120 (-1.61) -0.020 (-1.60) -0.022** (-2.05) Pseudo R2 0.076 0.061 0.082 0.026 0.064 0.021 관축지수 2,372 1,918 2,372 1,918 2,372 1,918 주 : 1) 각란의값은 B 값을의미하고, ( ) 안의숫자는 t- 통계량을의미하며, ***, ** 및 * 는각각.01,.05 및.10 수준에서통계적으로유의함을나타냄. 2) 상대적임금은 개인소득 / 지역평균소득 으로정의됨. 3) 직업군의기준변수는정규직근로자이고, 지역더미의기준변수는도 ( 道 ) 지역임. - 114 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 남 여의결혼결정이다를수있다고보았기때문에남성과여성을구분하여추정하였다. 우선종사상지위별로보면남성의경우정규직근로자대비기타직업군, 실업자, 비정규직근로자순으로결혼확률이낮은것으로나타났는데, 이는앞서기초통계를통해살펴본것과동일하다. 반면여성의경우소득이없는기타직업군이가장높은결혼확률을보였고소득이높은자영업자가정규직근로자에비해결혼할확률이낮은것으로나타났다. [ 모형Ⅰ] 의결과를정리하면남성은소득수준이높은집단에서, 여성은소득수준이낮은집단에서결혼확률이높은것으로나타났다. [ 모형Ⅱ] 와 [ 모형Ⅲ] 에서도남성의경우소득수준이높을수록결혼확률이높았지만여성의경우에는반대를보여 [ 모형Ⅰ] 과유사한결과를보였다. 연령변수의경우남성은대체로통계적유의성이낮은반면여성의연령증가는결혼확률을높이는방향으로작용하였다. 다만, 여성의연령은비선형성 * 을보이는것으로나타났는데그이유는연령이증가할수록여성의출산확률은낮아지는경향이있어연령이충분히높을경우혼인율이무한정높아지지않기때문이라판단된다. 교육연수의증가는남성과여성모두결혼확률을높이는방향으로작용하는것으로나타났지만연령과마찬가지로비선형성의특성을보였다. 교육연수증가가결혼확률을높이는이유는남 여모두자신과비슷한학력의배우자를선호하는경향이있기때문인것으로보인다. ** 그리고전세가격지수는일부모형 ( 여성의결혼여부 ) 을제외하고는통계적으로유의하지않았는데, 이는실제결혼에직면하지않은사람들이표본에포함되었기때문인것으로보인다. *** 마지막으로거주지역변수의경우남성의결혼결정모형에서는만족할만한결과를얻지못하였으나여성의결혼결정모형 ([ 모형Ⅱ]) 에서는대체로유의한결과를보였다. 즉, 서울시및광역시등대도시지역이농촌지역이포함된도지역에비해여성의결혼확률이낮게나타났다. 이는대도시지역의결혼비용이농촌지역에비해상대적으로높기때문으로보인다. - 115 -
(2) 종사상지위와초혼연령 < 표 10> 은토빗모형을추정한결과이다. 변수명 비정규직 자영업자 실업자 기타 종속변수 로그교육연수 로그전세가격지수 서울시 광역시 < 표 10> 종사상지위에따른초혼연령추정결과 남성 0.506 (0.42) 2.403** (2.05) 2.083** (2.35) -3.266*** (-3.13) -1.783 (-0.65) 8.937* (1.94) 1.024 (1.12) -0.605 (-0.74) 초혼연령 여성 -1.226 (-1.55) 1.217 (0.95) -2.346*** (-4.05) -0.292 (-0.60) 0.278 (0.13) 7.825** (2.36) -0.102 (-0.17) -0.491 (-0.96) Pseudo R2 0.026 0.012 관축지수 139 158 주 : 1) 각란의값은 B 값을의미하고, ( ) 안의숫자는 t- 통계량을의미하며, ***, ** 및 * 는각각.01,.05 및.10 수준에서통계적으로유의함을나타냄. 2) 직업군의기준변수는정규직근로자이고, 지역더미의기준변수는도지역임. 초혼연령분석은결혼한사람들만을대상으로실시되었다. 남성자영업자의경우앞서분석한결혼모형에서결혼할확률은높았지만초혼연령이정규직근로자보다높아결혼을늦게하는것으로나타났는데, 이는향후소득전망 (income prospects) 에기인한결과로여겨진다. 남성실업자의초혼연령은정규 - 116 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 직근로자보다높게나타났는데이는실업상태가결혼시기에영향을미친다는시 도패널분석과동일한결과이다. 반면기타직업군의경우상대적으로일찍결혼하는것으로나타났는데, 기타직업군에무급가족종사자가포함된것으로보았을때집안의권유로일찍결혼하는것으로보인다. * 한편, 여성의경우실업자와전세가격지수를제외한여타변수들은초혼연령과통계적으로유의한관계를갖지않는것으로나타났다. 실업자가정규직근로자에비해 2세정도일찍결혼하는것으로보아 Blau et al.(2000) 이언급하였듯이노동시장여건이여성에게불리해지면여성은자신이생각하는유보가치를낮춰일찍결혼하는것으로보인다. 전세가격지수는앞서분석 (< 표 9>) 한결혼결정모형에서남성의경우통계적으로유의한결과를보이지않았지만초혼연령모형에서는전세가격상승이남녀의초혼연령을높이는쪽으로작용하는것으로나타났다. 이러한효과는여성보다는남성의경우더크게나타났다. Ⅳ. 결론 1. 연구요약및시사점 본연구는시 도패널자료와노동패널자료를이용하여결혼결정의요인, 특히경제적부분을중심으로분석하였다. 시 도패널자료분석결과임시직비율 ( 즉, 고용불안정성 ) 이높아질때, 실업이증가할때, 그리고주택가격이상승할때결혼건수와혼인율이줄어들고남성의초혼연령은높아지는것으로나타났다. 노동패널자료분석결과남성과여성의결과가상이하게나타났는데, 남성의경우소득이없는기타직업군 ( 무급가족종사자및노동시장미참여자 ) 의결혼확률은가장낮게나타났으며, 다음으로실업자, 비정규직근로자순으로결혼할확률이낮았다. 여성의경우소득이높은자영업자의결혼확률이낮게나타난반면기타직업군의결혼확율은높게나타났다. 남성의경우소득수준같은 - 117 -
경제적요인이결혼을결정하거나연기하는데중요한역할을하지만여성의경우에는그렇지못한것으로보인다. 따라서시 도패널분석과노동패널분석을종합하면고용불안정성및주거비용증대는결혼에부정적으로작용하며, 여성보다는남성에게더크게영향을미치는것으로분석되었다. 그리고남성이고용불안정및주거마련비용문제에직면하게된다면여성에대한청혼이늦어져남성의초혼연령은물론여성의초혼연령도상승하는것으로나타났다. 이는시 도패널에서남 여초혼연령의상관관계가 0.98( 각주 28번참조 ) 이고노동패널에서남 여배우자간연령차이가평균 2.24세 ( 각주 32번참조 ) 라는점에서도확인된다. 이러한결과는남성의임금불평등이증가할수록여성의혼인율이하락한다는선행연구 (Wood, 1993; Blau et al., 2000; Loughran, 2002; Gould and Paserman, 2003) 와부합한다고볼수있다. 본연구에서결혼건수감소와초혼연령의상승이경제적요인과밀접한관련이있을것이라는연구문제하에서분석을하였다. 분석결과는다음과같다. 첫째, 외환위기이후급증한고용불안정성은소득의불균형을초래하고그결과젊은남녀의결혼시장참여를제약하는것으로나타났다. 즉, 고용불안정성은결혼건수를감소시키고, 초혼연령을상승시키는요인으로작용하였다. 특히남성의고용불안정성증대에따른초혼연령상승은여성의초혼연령상승을초래하는것으로나타났다. 둘째, 주택마련비용의상승은결혼비용을증가시킴에따라남성들의결혼시장참여를어렵게하는것으로분석되었다. 마지막으로실업의증가는결혼에부정적인영향을미치는것으로나타났다. 본연구의분석결과를토대로두가지시사점을생각해볼수있다. 우선최근청년층의고용불안과높은실업률이결혼시장에부정적영향을초래할것으로판단된다. * 따라서저출산 고령화현상을완화시키기위해양육비경감이나보육시설확충도필요하지만보다근본적으로는결혼을결정하는중요한변수인고용안정성은높이고실업률은낮추는정책이요망된다. ** 예를들면청년층이 * 2000 년대초반에발생한출산율의급격한하락과 2008-2009 년에소폭증가하던출산율의갑작스러운급감은 1997 년외환위기이후의경제적불안정성증가와 2008 년에불어닥친전세계적인재정금융위기를국민이체감하면서나타난현상이라고분석되고있다. 우리나라의경우고도의성장기에형성된평생직장의개념이퇴색하면서가계소득의불안정성이높아지고이에따라미래에대한불안이고조되었다. 기업의구조조정이본격화되고경기의요동치는변동으로자주회자될때중장년층의명예퇴직이증가하여정년퇴직이유명무실화되었으며, 청년실업이급증하였고, 파트타임이나임시직등비정규직취업자비율이빠르게증가하였다. 이는미래불안정성증가가저출산에미치는영향을특징적으로보여주고있다. - 118 -
저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 선호하고양질의고용창출효과가큰교육 보건 의료서비스, 사업서비스등지식기반 (knowledge-based) 서비스산업육성을통해중장기적으로청년층의고용안정성을제고하는일이무엇보다중요하다. * 그리고, 범사회적차원에서청년실업해소방안의일환으로기존의일자리창출사업을더욱내실있게운영하여야하고, 가정생활안정을위하여명예퇴직및조기퇴직등비자발적퇴직이발생하지않도록제도적으로엄격히제한하여야하며, 평균수명이늘어남에따라정년퇴직연령을연장되어야하고평생직장개념의재도입과이를위한정부의기업에대한세제지원방안을확립하여야한다. 다음으로비용측면을보았을때결혼비용의상당부분을차지하는주택가격이과도하게상승할경우결혼시장참여비용이높아지므로주택가격의안정은매우중요한과제이다. 특히결혼변수가주택매매가격보다는전세가격에더욱크게반응하는것으로나타났다는점을고려할때결혼을준비하는청년층의경제적부담을줄이기위해서는전세가격의안정성확보가중요하다. 따라서, 부동산안정을위한감시감독체계마련및적극대응방안을강구하여주택매매가격과전세가격의과도한상승을방지하고, 시프트 (SHift) 와같은장기전세주택 ( 공공임대주택 ) 을지역별로면밀히고려하여신혼부부들의주택마련비용을경감시켜주는정책들도고려해볼필요가있다. 2. 연구의한계 본연구의한계는다음과같다. 첫째, 저출산의원인을경제결정론적 ( 환원론적 ) 으로접근하였다. 본연구는저출산의원인을결혼관의변화등사회 심리적요인보다는경제적요인에한정하여논의하였기때문에다양한변수들을검토하지못한한계점을가지고있다. 저출산의원인에대한포괄적인접근은후속연구의과제이다. 둘째, 시 도별패널자료와노동패널자료를동시에사용함으로써데이터의신뢰성이확보되지못할가능성이있는데, 본연구에서는연구결과의신뢰성을확보하기위해추가적인자료를통한분석이이루어졌다. - 119 -
셋째, 연구방향이경제적분석이많이가미되어야하는실증적연구이기때문에계량경제학에서사용하는고급통계방법을사용하였는데, 사회현상은단순히데이터와이러한데이터에대한분석만으로는설명하지못하는복잡한면이있기때문에다양한측면을감안하여연구하는것이필요하다. 넷째, 정책적함의가부족하다. 본연구는실증적연구를통한시사점제시에목적을두고있기때문에심도있는정책적논의는이루어지고있지않다. 정책적논의를위해서는더많은경제학적지식과사회복지정책적지식이필요하기때문에이에대한공부가선행되어야하겠다. - 120 -
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저출산원인의실증분석 : 혼인율하락과초혼연령상승의경제적요인 The Empirical Study on the Cause of Low Fertility - Factors to Impact on Falling of Nuptiality and Rising of Ageat First Marriage Oh, Chang-Sup Professor, Dept. of Social Welfare, Sorabol College Choi, Sung-Hyeok Professor, Dept. of Social Welfare, Sorabol College The study is aimed to identify the evidence that the marriage number of items and first-marriage age is influenced by the economic factors through analysis of province panel data and KLIPS data. Specially, this study analyzed that the employment instability and wedding expenses has the actual effect on the decision-making to marriage. The first result is that the employment instability increased rapidly after foreign exchange crisis brought about income lop-sidedly, and accordingly, it restricted the marriage of the young man and woman. The second result is that rise of housing prices increased wedding expenses, and this fact is difficult for the males to participate in marriage. Finally, the third result is that the growth of unemployment had an negative impact on marriage. With the basis on these results, the study suggests two implications. The first is to raise the employment stability and to decrease the unemployment rate which is important factors to decide marriage. The second is to control a excessive rise of the housing prices that take up the considerable part of wedding expenses. In particular, when considering a point that the marriage is more influenced on rent prices than housing prices, it is the most important to secure the stability of the rent prices to reduce the economic burden of the young. Key words: Marriage, Employment Instability, Residential Preparation Expense, Low-Fertility, Population Aging - 125 -