다자녀 출산의 결정요인 연구 출산장려금 정책의 효과를 중심으로

한편 56쌍 부부에 대한 질적 조사연구를 실시한 방은령(2014)은 자녀를 3명 이상 둔 부모의 경우 아이들과 화목했으며, 결혼과 부모가 되는 것에 긍정적인 인식을 가지고 있었으며, 다자녀 및 대가족에 대한 동기와 욕구가 존재함을 확인하였다. 주목할 점은 다자녀지원 정책은 이들 부모의 사고에 긍정적인 영향을 주었다는 것이다. 아울러 다자녀가정은 현금, 현물, 각종 공제 등 다양한 제도적 지원에 매우 유의미한 영향을 받는것으로 나타나고 있다. 제도의 효과성을 밝힌 연구는 양육과 자녀교육에 대한 보조금의 효과(박경자 등, 2008), 자동차 취득세 면제, 전기세 감면 등과 같은 혜택의 효과(안새롬, 송원호, 2014)가 있음을 제시하고 있다. 또한 홍정림(2013)은 보육비 지원정책이 출산순위와 상관없이 출산율을 증가시킨다는 것을 데이터 분석을 통해 실증적으로 증명했으며, 이울러 출산순위가 높아질수록 추가출산확률 증가 효과도 커진다고 밝혔다. 한편 회귀분석을 통해 검증할 가설은 다음과 같이 도출하였다. 먼저 출산결과에 명백히 영향을 주는 혼인이라는 사건 발생과 관련한 변수들은 지역내 여성초혼연령, 혼인건수, 다문화혼인건수, 이혼건수를 들 수 있다. 이 연구에서는 반응변수인 다자녀 출생건수에 대해 혼인건수는 정(+)적인 관계인 반면, 초혼연령과 이혼건수는 부(-)적인 영향을 준다는 가설을 설정하였다. 이는 결혼시기와 출산간격에 대한 선행연구에서 결혼시기가 늦은 집단이 생애주기 전체에서 가지는 총 자녀수는 그렇지 않은 집단에 비해 적다는 결과를 공통적으로 도출하고 있다는 사실을 감안한 것이다(이성용, 2009; 김태홍 등, 2011). 달리 말해, 초혼연령의 증가는 다자녀 출산에 부정적인 영향을 줄 개연성이 있다. 그리고 특정 지역의 이혼동태 또한 출산율을 결정하는 요인의 하나로 간주할 수 있는데, 이혼율 상승으로 출산율이 낮아지는 효과가 존재할 개연성이 크다(성낙일, 박선권, 2012). 한편 다문화혼인건수의 경우 특히 3자녀 이상 출생건수에 유의미하게 긍정적인 영향을 준다고 가정하였다. Hausman 검정 결과는 통계적으로 유의미하기 때문에 아래에서는 고정효과 모형의 회귀분석 추정치를 중심으로 논의할 것이다. 먼저 고정효과 모형에 포함한 4개의 혼인변수 가운데 혼인건수 및 이혼건수는 종속변수에 통계적으로 유의미한 영향을 주고 있었다. 혼인사건 발생 건수(incidence counts)는 3아 이상 출생건수에 대해 정(+)의 영향을 주는데 반해 이혼건수는 그 반대이며, 이는 앞에서 제시한 가설을 지지하는 결과였다. 고정효과 모형의 회귀계수 값을 해석하면, 경기도의 특정 기초자치단체에서 혼인건수가 대략 13건 감소할 때 3아 이상 출생아는 1명 줄어들 것으로 예측할 수 있었다. 이런 결과는 지역의 혼인력(nuptiality) 하락이 첫째와 둘째아이 출산력에 부정적인 영향을 줄 뿐만 아니라 다자녀 출산력까지 유의미하게 낮추고 있음을 시사한다. 이혼건수 변수의 효과를 살피면 이혼이 37건 증가할 때 3아 이상 출생아수는 10명 가량 줄어들었다. 서구와 달리 혼외출산이 극히 드문 한국의 현실에서 이혼은 여성의 추가출산을 중단시키며 이는 다자녀로의 이행을 막는 주요 원인 가운데 하나로 작용하는 현실을 반영한다. 하지만 여성초혼연령 변수와 다문화혼인건수는 앞서 제기한 연구가설과 달리 3아 이상 출생건수에 통계적으로 유의미한 효과를 가지지 못하였다. 특히 초혼연령 변수는 고정효과와 임의효과 모형에서 공히 통계적인 유의성을 보이지 않을 뿐만 아니라 회귀계수 값도 각각 양수와 음수로 나타났다. 이는 여성의 초혼연령 증가 즉 만혼이 생애 출산아수를 줄인다고 보았던 기존의 여러 연구와는 대비되는 결과였다. 이런 결과를 통해볼 때, 향후 한국에서 여성의 만혼현상이 지금보다 더욱 심화되더라도 그것이 다자녀 출산력을 낮출 것이라고 단정키 어렵다. 다만 이번 연구는 경기도에 국한되었기 때문에 후속연구를 통해 만혼과 다자녀 출산력에 대한 보다 심층적인 검토가 필요하다. 한편 여성인구 관련 2개의 변수는 모두 종속변수에 뚜렷한 영향을 주고 있으며 이는 통계적으로 유의미하였다. 그런데 15-49세 여성인구 규모는 정적인 관계인 반면, 여성 고령인구 규모는 부적인 관계로 나타났다. 그리고 1인당 GRDP는 고정효과와 임의효과 공히 다자녀 출산건수에 긍정적인 영향을 주고 있으며 이는 통계적으로 유의하다. 마지막으로 어린이집수는 통계적으로 유의미하지 않았고, 출산장려금은 종속변수와 정(+) 방향의 관계를 가졌다. 다음으로 1인당 지역내총생산, 출산장려금은 다자녀 출생규모에 유의미한 영향을 주고 있음을 확인했다. 특히 이번 연구에서 중점적으로 보는 지역별 출산보조금 효과는 다른 변수를 통제하더라도 뚜렷이 나타났다. 분석결과 기초자치단체의 출산장려금 지출이 대략 2,270만원 늘어날 때, 3아 이상 출생은 1명 증가하는 것으로 추정되었다. 바꿔 말하면 만일 출산장려금 제도가 전국적으로 확산되지 않았다면 한국의 다자녀 출생비율은 2010년 이전과 같이 10% 미만에 그쳤을 개연성이 높다. 특히 출산지원금, 양육수당, 공공요금 감면, 교육비 지원 등과 같은 다자녀 지원정책은 단시일 내에 지역경제를 활성화시키는 것이 현실적으로 어려운 지역인 경우 더욱 유효한 정책적, 제도적 수단이라고 판단할 수 있다. 요컨대 회귀분석 결과는 혼인장려, 출산보조금, 지역경제 활성화가 다자녀 출산력 제고를 위한 주요 정책적 방향임을 시사한다. 고정효과 모형의 회귀계수를 고려할 때, 특히 효과가 큰 것은 지역경제 활성화이며, 이는 출산장려금에 비해 근본적인 해결책이다. 하지만 정부의 정책을 통해 지역경제발전을 도모한다는 것은 매우 어려울 뿐만 아니라 다양한 요인들을 고려해야하는 복잡한 난제이다(Easterly & Rebelo, 1993). 이런 의미에서 출산장려금은 비록 상당한 예산을 지출해야하지만 출산율 제고라는 정책적 목적을 보다 현실적으로 달성할 수 있는 효율적인 수단으로 작용할 수 있다. 고정효과 모형에 대한 회귀분석 결과 1인당 지역내총생산 10만원 증가는 대략 858만원의 출산장려금 지출과 동일한 효과를 가지는데, 이는 단시일에 획기적인 지역경제 발전을 이루어내기 힘든 낙후된 지역의 기초자치단체 입장에서 출산장려금을 과감하게 집행할 강력한 유인으로 작용한다. 또한 이번 연구를 통해 다자녀 출생을 끌어올리기 위해서는 출산장려금과 같은 경제적인 동기부여가 중요하다는 사실을 확인했다. 물론 최근 제기되었듯이 위장전입이나 부정수급과 같은 부작용이 존재하기에 이를 막을 제도적인 보완책은 반드시 마련되어야 한다. 나아가 각각의 기초자치단체가 지원하는 금액에도 상당한 격차가 존재하는 만큼 특히 낙후지역을 중심으로 다자녀가정을 대상으로 한 각종 지원금을 상향평준화시킬 필요가 있다. 신생아수가 급감하고 인구감소의 위기를 겪는 농촌지역이나 도농복합지역의 경우 재정적인 여건이 뒷받침하지 못해 출산장려정책을 적극적으로 사용하기 어려운 상황이다. 따라서 중앙정부나 광역자치단체 차원에서 이런 지역에 대한 재정적인 보조를 통해 다자녀 출생규모를 늘릴 유인을 제공할 필요가 있다. 그리고 일회성 출산지원금 뿐만 아니라 다자녀가정을 대상으로 지속적인 맞춤형 지원을 강화하는 방향으로 정책을 개선해나가야 한다. 정책의 실효성을 담보하기 위해서는 경제적 지원 제도, 출산휴가 및 단축근로 제도, 육아지원 제도 전반에 대한 대대적인 보완이 필요하다.