소득 및 자산규모에 따른 차별 출산력 분석

먼저, 맞벌이 여부에 따라서 평균 출생아수를 살펴 본 결과는 다음과 같다. 25~44세 전체로 볼 때 맞벌이가 아닌 가구보다는 맞벌이 가구의 평균 출생아수가 더 많은 것으로 나타났으나, 그 차이는 근소하였다. 맞벌이가 아닌 가구의 평균 출생아수에서 맞벌이 가구의 평균 출생아수를 뺀 차이가 2003년 0.06명, 2006년 0.02명, 2009년 0.01명으로 나타났다. 이와같이 25~44세의 맞벌이 여부에 따른 평균 출생아수의 차이가 적은 것은 25~34세와 35~44세에서 정반대의 양상이 나타났기 때문이다. 25~34세 집단에서는 맞벌이 여부에 의한 차이가 35~44세 집단에 비해 상대적으로 큰데, 그 차이가 2003년 0.08명, 2006년 0.20명, 2009년 0.28명으로 맞벌이가 아닌 가구의 평균 출생아수가 더 많았다. 35~44세 집단에서 그 차이는 동일 년도에 -0.03명, -0.05명, -0.04명으로 맞벌이 가구의 평균 출생아수가 더 많았다. 동일한 소득분위 내에서 맞벌이 여부에 따른 평균 출생아수를 비교해 보면 25~44세 전체 여성 집단의 경우 소득 1․2․3분위 가구에서는 맞벌이 가구에서 평균 출생아수가 더 많은 반면에 소득 4․5분위 가구에서는 맞벌이가 아닌 가구에서 평균 출생아수가 더 많았으며, 이러한 경향은 2003년, 2006년, 2009년에 일관되게 나타난다. 그러나 25~34세, 35~44세 집단에서는 혼재된 결과를 보여준다. 한편, 소득 5분위와 맞벌이 여부에 따른 평균 출생아수의 차이가 통계적으로 유의미한지를 이원분산분석을 통해 검증해본 결과는 다음과 같다. 95% 신뢰수준에서 통계적으로 유의미한 차이가 있는 변수는 연령집단에 따라 달랐는데, 25~44세 집단의 경우에는 소득분위, 25~34세 집단의 경우 맞벌이 여부, 마지막으로 35~44세 집단의 경우는 전체 집단과 마찬가지로 소득분위로, 25~34세 집단을 제외하고는 소득이 평균 출생아수의 차이를 보여주는데 통계적으로 유의미한 변수였다. 소득과 출산과의 관계를 연령대별로 살펴본 결과, 소득과 출산과의 정적인 관계는 25~29세 집단에서 40~44세 집단까지 순차적으로 이행하여 전반적으로 소득이 많은 집단이 소득이 적은 집단에 비해 자녀를 더 많이 갖는 소득 효과를 보여주었다. 출산이 진행 중인 집단, 특히 25~29세 집단에서는 소득과 출산 간에 다양한 모습을 보이는 가운데, 5분위 고소득 가구의 평균 출생아수가 가장 적은 것은 젊은 고소득 집단에서 자녀출산에 따른 기회비용을 고려, 출산을 미루고 있는 것을 반영하는 것이라 판단된다. 한편, 소득 5분위 및 맞벌이 여부에 따른 평균 출생아수의 차이가 통계적으로 유의미한지를 이원분산분석을 통해 검증해 본 결과에 따르면, 95% 신뢰수준에서 통계적으로 유의미한 차이가 있는 변수는 연령집단에 따라 다르게 나타났다. 25~44세 전체 집단의 경우에는 소득분위, 25~34세 집단의 경우 맞벌이 여부, 마지막으로 35~44세 집단의 경우 는 전체 집단과 마찬가지로 소득분위 변수로, 25~34세 집단을 제외하고는 소득이 평균 출생아수의 차이를 보여주는데 통계적으로 유의미한 변수로 나타났다. 소득 5분위 및 자가거주 여부에 따라 평균 출생아수에 차이가 있는가를 살펴본 결과 모든 집단에서 일관되게 자가에 거주하는 경우가 그렇지 않은 경우에 비해 평균 출생아수가 많았다. 이러한 경향은 2009년 3분위 가구(35~44세)를 제외하면 모든 소득분위 내, 모든 시점에서 일관되게 나타났다. 소득 5분위 그리고 자가거주 여부에 따른 평균 출생아수의 차이가 통계적으로 유의미한지를 이원분산분석을 통해 검증해 본 결과는 다음과 같다. 25~44세 집단에 대한 이원분산 결과를 보면, 95% 신뢰수준에서 소득분위와 자가거주 여부 모두 통계적으로 유의미하였다. 그러나, 25~34세 집단에 대한 분석에서는 소득분위는 통계적으로 유의미하지 않은 반면에 자가거주 여부는 유의미하였다. 35~44세 집단에 대한 분석에서는 2009년을 제외하고는 소득분위와 자가거주 여부 두 변수 모두 유의미한 효과를 미치는 것으로 나타났으며, 2009년의 경우에는 소득분위 변수만 유의미하였다. 오즈(odds)는 어떤 일이 일어날 가능성으로, 발생하지 않을 확률에 대한 발생할 확률의 비이다. 이 값이 1보다 크면 발생할 확률이 더 크고, 1보다 작으면 발생하지 않을 확률이 더 크다는 의미이다(김형석․김경희, 2010). 오즈비(oods ratio)는 두 오즈 간의 비율이다. 다항로짓모형에서 추정된 회귀계수를 지수화하여 오즈비를 구함으로써 참조집단대비 비참조집단의 자녀 출산에 미치는 영향력 정도를 구체적으로 살펴볼 수 있다. 먼저 주택점유형태에 따라 자녀출산확률이 어떻게 차별적으로 나타나는지를 살펴보았다. 주택점유형태 변수는 월세가구를 참조집단으로 자가와 전세인 경우를 살펴보았다. 자가인 경우 무자녀인 경우에 비해 자녀 한 명을 낳을 확률이 1.6배, 두 명을 낳을 확률이 2.4배, 세 명 이상 다자녀를 낳을 확률이 2.4배 높았다. 전세의 경우 무자녀인 경우에 비해 자녀 한 명을 낳을 확률은 1.4배, 두 명을 낳을 확률은 1.4배, 다자녀를 출산할 확률은 1.1배였다. 타지주택 소유여부는 다른 곳에 주택을 소유하지 않은 경우를 참조집단으로 하였는데, 다른 곳에 주택을 소유한 가구가 무자녀에 비해 한 명의 자녀를 낳을 확률이 1.14배, 두 명의 자녀를 낳을 확률이 1.29배, 다자녀를 낳을 확률이 1.36배였다. 학력의 참조집단은 중학교 졸업 이하 학력집단인데, 학력 변수들은 다른 변수들에 비해 상대적으로 95% 신뢰수준에서 통계적으로 유의미하지 않은 경우가 많았다. 대체로 남성의 학력은 고졸, 대졸, 대학원졸로 갈수록 무자녀에 대해 한자녀․두자녀․다자녀 비율을 높이는 것으로 나타났으나, 여성의 학력은 고졸까지는 중졸 이하의 학력에 비해 한자녀․두자녀․다자녀 비율을 높이지만 대졸과 대학원졸의 고학력은 한자녀․두자녀․다자녀를 낳을 확률을 낮추었다. 여성의 교육수준이 대학원졸 이상인 경우 무자녀에 대해 1명을 낳을 확률은 91%, 2명을 낳을 확률은 49%, 다자녀를 낳을 확률은 23%였다. 제2장 여성의 연령은 높을수록 자녀수가 많아질 확률이 높았지만 다른 변수에 비해 그 영향력은 크지 않았다. 경제활동상태의 참조집단은 취업집단인데, 여성의 비경제활동상태는 무자녀에 대한 한자녀․두자녀․다자녀 확률을 높이는 반면, 실업은 자녀 출산 확률을 낮추는 것으로 나타났다. 남성의 경우 실업과 비경제활동 모두 한자녀․두자녀․다자녀 확률을 낮추었다. 이상과 같은 분석결과를 종합하여 확률모형을 요약하면, 주택점유형태나 타지주택 소유여부는 여성 연령, 학력에 비해 계수의 절대값과 오즈비가 크며, 다른 변수에 비해 통계적으로 유의미한 경우가 많았다. 이러한 결과는 다른 연령대에서도 유사하게 나타났다. 모델을 통해 확인된 이러한 결과는 교육수준 등 여성의 사회경제적 특성에 따른 총출생아수의 차이가 연령효과를 배제하면 크지 않다는 최은영․박영실(2010)의 선행 연구 결과와 일치하는 것이다. 마지막으로 이 절에서는 가계자산조사를 이용하여 소득과 자산에 따른 차별 출산력을 살펴보았다. 먼저, 소득 5분위에 따른 평균 출생아수를 보면, 25~44세 전체 집단의 경우 소득분위가 올라갈수록 출생아수가 많아지는 경향이 있다. 25~29세, 30~34세 집단에서는 2분위에서 평균 출생아수가 많았으며, 35~39세, 40~44세 집단에서는 5분위 가구의 평균 출생아수가 가장 많았다. 이러한 경향은 가계동향조사에 대한 분석 결과와 일치하는 것이다. 총자산 5분위에 따른 평균 출생아수를 보면, 25~44세 전체 집단의 경우, 총자산분위가 올라갈수록 출생아수가 많아지는 경향이 있다. 25~29세, 30~34세 집단에서는 1분위에서 평균 출생아수가 가장 많았으며, 4․5분위에서 평균 출생아수가 가장 적었다. 그러나, 출산이 완료된 집단에서는 이러한 경향이 반대로 바뀌었는데, 35~39세, 40~44세 집단에서는 5분위 가구에서 평균 출생아수가 가장 많았으며, 1․2분위에서 평균 출생아수가 가장 적었다.