결혼·출산 행태 변화와 저출산 대책의 패러다임 전환

이상과 같은 연도별/광역 시도별 보육료 혜택 지수와 양육수당 혜택 지수는 회귀분석에서 핵심 설명변수로 사용하였다. 종속변수로는 합계출산율과 출산 순위별 출산율을 적용하였다. 출산 순위별 출산율은 출산 순위 별 출생아 수를 가임 여성 인구(15~49세)로 나누어 계산하였다. 보육료 및 육아수당 혜택 지수 외에도 출산에 영향을 줄 수 있는 여러 지역 변수들을 통제하였다. 우선 보육시설의 양적·질적 지표로서 광역 시도별 만 0~2세 영유아 1인당 어린이집 정원, 그리고 정원을 기준으로 계산된 민간 어린이집 비율을 활용하였다. 한편, 시·군·구 단위 지자체의 대표적 저출산 대책인 출산장려금 정책의 영향을 통제하기 위해 광역 시도 내 시군구의 첫째아 평균 출산장려금을 추계하여 적용하였다. 또한 혼인율, 20~30대 여성 경제활동 참가율, 지역 경제를 대표하는 1인당 지역 내 총생산과 재정 자립도를 포함하였다. 각 연도별, 광역시·도별, 연령별 및 보육료 지원 계층별 보육료 혜택을 받은 아동 수와 지원 단가 대비 지원율은 각 연도의 「보육사업안내」에서 취득하였으며, 연도별, 광역시·도별 및 연령별 총 아동 인구는 통계청의 주민 등록 인구 자료(연앙 기준)를 활용하였다. 이러한 방식으로 추정한 보육료 혜택 지수의 2000~2015년 추이를 보면, 2010년까지 모든 연령대의 보육료 혜택 지수가 꾸준히 증가하다가 2011년에서 2012년 사이 급격히 증가한 것으로 나타났다. 보육료 지원 사업은 2010년에 법정 저소득층과 소득 하위 50% 가구에 대해서는 100% 지원하고, 소득하위 60%와 70% 가구는 각각 지원 단가 대비 60%, 30% 수준의 지원을 하였다. 2011년에는 소득 기준을 확대하여 영유아 가구 소득 하위 70% 이하 모든 가구에 대해 100% 지원을 하였고, 2012년에는 소득에 무관하게 모든 가구로 지원 대상을 확대하면서 보편적 지원이 시행되었다. 시도 고정 효과 모형이 측정 불가한 지역 특성을 통제할 수 있다는 장점을 가지지만 내생성 문제는 여전히 존재한다. 통상 합계출산율이 낮은 지역이 출산율 제고를 위해 보육료 지원을 더욱 장려할 것으로 생각되며, 이 경우 앞의 추정 결과는 보육료 지원의 효과를 과대 추정할 것이다. 이를 고려하여 보육료 혜택 지수와 합계출산율의 관계에서 시차를 조정하였다. 하지만 두 변수 간의 내생적 관계가 완전히 제거되었다고 보기는 곤란하다. 시점이 다르더라도 이전의 여러 시기에 걸쳐 두 변수가 서로 영향을 주고받을 수 있기 때문이다. 동태적 패널분석에서 위 문제를 보정하기 위해 Arellano and Bond(1991)가 제시한 ‘First-Difference GMM(동태적 패널 1차 차분 일반화적률법)’ 분석 기법이 종종 활용된다. 그렇다면 왜 아직도 합계출산율은 1.2명 수준으로 초저출산 현상이 지속되고 있는 것인가? 이는 영유아 보육료 지원과 양육수당 지원의 효과가 줄어들고, 다른 경제적 및 사회·문화적인 요인들이 부정적으로 영향을 미치고 있기 때문으로 간주할 수 있다. 이와 관련해 본 분석의 결과를 토대로 향후 정책에 대해 몇몇의 시사점을 제시해 볼 수 있다. 첫째, 거시적인 분석 결과 합계출산율에 대한 영유아 보육료 지원의 정적 효과가 모든 시기에 나타난 것은 아니다. 합계출산율에 대한 영유아 보육료 지원의 효과는 2010년 이후에 줄어든 것으로 나타난다. 즉, 셋째아 출산율에 미치는 정적 효과는 지속되고 있지만, 둘째아 출산율에 대한 정적 효과는 2010년 이후에 사라진다. 이는 2012년부터 가구 소득과 무관하게 보편적 지원으로 전환되면서 영유아 보육료 지원의 효율성이 낮은 출산 및 양육의 경제적 부담이 적은 계층이 추가되었기 때문이다. 최근의 경험적인 연구들은 사회·경제적 발전과 출산율 간에 단선적인 관계가 존재하지 않음을 보여 주고 있다. 예로 인간개발지수(Human Development Index, HDI)와 합계출산율 간의 관계는 1975년과 2005년 사이에 근본적으로 변화하였다(Myrskylä, Kohler, and Billari, 2009). 1975년에 합계출산율과 인간개발지수 간에 분명한 부(-)적 상관관계가 존재했던 반면, 2005년에는 둘 사이에 U 자형 관계가 존재하였다. 비슷한 경향이 여성의 경제활동 참가와 출산율 간의 관계에서도 나타나고 있다. 1970년대까지는 둘 사이에 부(-)적 상관관계가 나타났지만, 1990년대 이후로는 그 관계가 역전되어서 여성의 경제활동 참가율이 높은 국가들에서 오히려 출산율이 높게 관찰되고 있다(Brewster and Rindfuss, 2000; Billari and Kohler, 2004). 노동과 출산의 관계에 대해 다른 관점에서의 해석도 가능하다. 부모의 경우 생애 우발적 사건의 위험을 감소하기 위해 직업적 불안전성을 주부로서의 역할과 부모됨으로의 변화로 보상받는다. 특히 여성의 불안정한 고용 상태는 직업적 성취를 통한 사회적 인정을 얻을 기회를 감소시키기 때문에 부모 역할을 통해 사회적 지지를 보상받고자 할 수도 있다(Tolke and Diewald, 2003). 그러나 남성들의 경우, 불안정 고용은 가족을 안정적으로 부양하기 위한 능력이 부족한 것으로 인식되어지면서 부모가 될 자격이 없는 것으로 치부될 수 있다. 그간 국내 많은 연구들에서 노동시장의 특성과 출산의 관계에 대하여 분석하여 왔다. 많은 연구 결과들이 여성의 노동시장 참여가 출산을 지연시키고 있다고 보고하고 있다(류기철, 박영화, 2009; 이삼식, 최효진, (편), 2014). 최근에는 노동시장 참여 여부에서 더 나아가 취업 여성의 직장 유형, 직종, 종사상 지위, 근로 소득 등 다양한 취업 특성에 따른 차이까지 고려하고 있다. 이는 여성의 취업 특성에 따라 일-가정양립정책의 이용 가능성, 안정성 등이 상이해지기 때문이다. 한국 사회의 노동시장에서 나타나는 학력에 따른 차별적인 대우는 개별 근로자들로 하여금 학력 과잉을 부추기게 한다. 국가 전체 차원에서 보면 학력 과잉의 문제는 특정 직종의 미스매칭 문제를 발생시키거나, 고학력자들의 하향 취업을 유도하여 또 다른 실업자를 양산해 낼 수도 있다. 노동시장에서 학력에 따른 차별이 계속된다면 개인들은 더 높은 학력을 이수하고자 교육비를 지출해야 한다. 연장된 교육 이수 기간만큼 입직시기는 늦추어진다. 이는 청년층의 독립 시기나 자산 형성에 영향을 미치고, 결혼 결정에도 부정적인 영향을 미치게 된다. 남성 위주의 조직 문화(임금, 승진 등 차이)와 여성에게 자녀 양육의 일차적 책임을 두는 문화가 결합되어 노동시장에서의 이탈은 상대적으로 노동시장에서 열악한 위치에 있는 여성들에게서 더욱 빈번하게 발생한다. 또한 한 번 이탈한 뒤에는 하향 취업을 선택하게 됨으로써 근로 환경의 불안정성을 더욱 높이게 된다. 여성의 하향 취업 심화는 통계적 수치로만 보았을 때, 저위신 직종에 있는 여성들의 출산이 상대적으로 활발하여 이들에게서는 일-가정 양립에 따른 출산 포기의 문제가 적용되지 않는 것 같은 오해를 가져 올 수 있다. 그러나 이는 여성들이 노동시장 진입이 용이하고 이탈 시 기회비용이 상대적으로 적은 직종을 선택하기 때문에 나타난 결과이다.