몇 해 전부터 한국의 사회정책 논의에서 저출산 문제는 중요한 화두로 등장하였다. 그도 그럴 것이 한국은 출산율이 급격하게 감소하였을 뿐만 아니라 이러한 저출산이 장기화될 경우 발생할 사회문제, 특히 생산과 복지문제에 대한 많은 우려가 제기되고 있기 때문이다. 일반적으로 한 나라가 현재의 인구를 유지하기 위해서는 합계출산율이 2.1명이 되어야 한다고 말한다. 그렇지만 한국의 합계출산율은 1970년 4.53명, 1975년 3.43명, 1980년 2.82명으로 점차 감소하였으며, 1984년에는 1.74명으로 2명 이하로 떨어졌다. 그 이후 합계출산율은 계속적으로 감소하여 2005년 1.076명까지 감소하였다. 2005년 이후 다소 증가하는 추세(2010년 1.226명, 2011년 1.244명, 2012년 1,297, 2013년 1.187명)를 보이고 있지만, 여전히 우리나라 합계출산율은 낮은 수준이라 할 수 있다.

인구문제는 한 사회의 유지라는 측면에서 중요성을 갖는다. 그렇다면 출산율이 낮은 한국의 현실에서 한국 사회의 유지를 위한 적정 인구와 합계출산율은 어느 정도가 적당한 것일까? 한국의 적정인구 추계는 연구에 따라 차이를 보이지만(김형기 ‧ 이상호, 2006; 전광희 2006; 신종각 ‧ 설동훈 ‧ 이규용, 2011; 기획재정부, 2012), 2005년 보건복지부는 한국의 적정인구를 4,600~5,100만 명으로 추정하고 있으며, 김승권(2006)은 현재의 인구 규모와 인구 구조를 감안할 경우 적정인구를 4,850~4,950만 명으로 추정하고 있다. 저출산이 계속되는 현실에서 경제적, 환경적, 제도적 측면에서 적정인구를 확보하는 방법으로는 출산율의 향상과 인구유입 정책이 중요한 대안으로 제시된다. 인구유입은 주요하게 양질의 노동인구를 유입하기 위한 이민정책과 주요하게 관련이 있으며, 출산율 향상은 합계출산율을 증가시키는 방안이다.

미국 듀크대 사회학과 교수 필립 모건은 상당한 수준의 이민이 없다면 한국에서 현재의 인구 수준을 지속하기 어려울 것으로 내다보고, 적절한 이민 및 정착 프로그램이 한국 인구정책의 중요한 포인트가 될 것이라고 강조했다. 그리고 한국 실정에 맞는 합계출산율 목표는 향후 10년 동안 1.8명 정도가 적당하다고 지적한다(이데일리, 2010. 5. 27). 그는 한국에서 출산력을 높이기 위해서는 실제 출산 수준과 계획 출산 수준과의 간극을 줄이는 것이 중요하며, 일하는 기혼여성들의 자녀 추가 계획이 실현될 수 있도록 연금 추가지급 등의 제도적인 뒷받침이 필요하다고 강조했다. 전광희(2006)는 인구학적 부양비를 최소화하기 위한 합계출산율은 2.1~2.2명으로 추정하며, 경제적 부양비를 최소화하는 인구성장률은 유년층과 노년층의 상대적 개인 소비비중에 따라 인구성장률과 그것이 함의하는 합계출산율은 달라진다. 유년층의 소비와 노년층의 소비비중이 2:1일 경우 적정 합계출산율은 1.4~1.6명이며, 그 비율이 1:1.2일 경우 적정 합계출산율은 2.3~2.4명, 그 비율인 1.25:1일 경우 적정 합계출산율은 1.9~2.0명이라 주장한다. 사회후생함수, 생산함수, 인구-경제연관관계에 따라 한국의 적정인구를 추정한 구성열(2005)은 한국의 적정 합계출산율은 1.81명으로 추정한다. 또한 UN은 한국의 합계출산율이 2020년 1.48명, 2030년 1.63명, 2040년 1.74명, 2050년 1.83명으로 점차적으로 증가할 것으로 추계하고 있지만, 필립 모건 교수가 지적한 1.8명에 도달하기까지는 앞으로도 40년의 시간이 더 필요하다.

한국의 적정 인구와 적정 합계출산율은 연구에 따라 다르지만, 현재의 합계출산율보다 더 높은 수준으로 향상시켜야 한다는 것은 분명한 정책 방향이라 할 수 있다. 이에 따라 많은 연구자들은 출산율 저하의 원인을 다양한 측면에서 분석하고 정책적 대안을 제시하고 있으며, 정부 또한 출산율 제고를 위한 수많은 정책 대안을 내놓고 있다. 정부의 저출산 대책은 크게 세 가지로 정리된다(김사현, 2009). 첫째는 양육비지원이나 세제혜택 등과 같은 유인정책들이며, 둘째는 육아시설 확대, 양육지원 서비스, 배우자 출산휴가제 도입 등의 양육부담 경감 정책들, 마지막으로 출산휴가와 육아휴직 활성화정책 근로시간 및 형태의 유연화 정책이다. 이러한 정책들은 출산율 저하의 원인으로 부적소득효과(negative income effect), 여성의 노동시장 참여에 의한 역할 과부하, 그리고 출산 및 양육에 따른 여성의 시간의 기회비용 등에 대한 논의에 기반을 둔다(김사현, 2009).

정부의 저출산 대책은 출산을 촉진하기 위한 정책으로 이는 출산을 저해 하는 요인을 제거하거나 완화 또는 예방하기 위한 정책이라 할 수 있다. 따라서 정부의 저출산 대책을 근거해보면, 정부는 저출산의 원인을 자녀 양육의 경제적 부담과 양육환경의 취약성, 취업 여성의 출산 여건의 불리함에서 찾고 있다고 할 수 있다. 많은 선행연구들에서도 이는 저출산의 원인으로 지적되고 있다. 그리고 자녀 수에 따른 정부의 정책을 보면, 자녀 수에 관계없이 지원이 이루어지기도 하지만, 다자녀 가정 소득공제제도, 연금보험료 경감, 주택특별공급, 셋째 자녀 이상의 출산에 대한 보다 많은 인센티브(출산장려금) 등은 자녀가 많을수록 더 많은 지원을 강화하여 다자녀 출산을 장려하는 효과를 가질 수 있다. 그렇지만 첫 자녀 출산을 기피하거나 연기하는 가구가 적지 않고, 첫째 자녀 출산 후 두 자녀 가족으로 이행률은 낮은 상황에서 셋째 자녀 장려정책만으로는 현재의 저출산 현상을 대응하기에는 한계가 있다(정은희 ‧ 최유석, 2013; 이윤수 ‧ 이기영, 2012). 따라서 우리나라 합계출산율이 1.297명(2012년) 수준인 현재 시점에서 정부의 출산정책은 자녀가 없거나 자녀가 한 명이 있는 가구에 우선적으로 집중될 필요가 있다(배광일 ‧ 김경신, 2011).

최근 저출산에 대한 사회적 우려와 정책 대안의 필요성과 관련하여 많은 연구자들은 출산율 저하의 원인을 다양한 측면에서 분석한다. 여성의 출산과 관련된 요인들은 크게 여성과 배우자의 인적 특성(연령, 혼인 연령, 출산 건강수준, 교육수준 등), 가구 구조 및 가구 자녀 양육환경(자녀수, 부모동거 등), 여성과 배우자의 자녀 출산과 양육에 대한 인식, 결혼관 및 자녀관, 양육 관련 심리사회적요인(양육부담, 양육스트레스), 여성의 경제활동 상태 및 경력단절의 문제, 자녀 양육지원 제도, 가구의 경제적 여건 등을 들 수 있다. 연구자의 관심과 주제에 따라 저출산의 원인은 다양한 측면에서 검토되고 있으며, 실제 출산과 출산 계획이나 의도에 영향을 미치는 요인 분석에서 연구 초점 또한 다양하다. 결혼관 및 자녀관의 약화와 성분업적 역할관도 결혼 및 출산에 부정적인 영향을 미치고 있다. 결혼 및 출산에 부정적인 영향을 미치는 사회경제적 요인들로는 자녀양육비용 부담(영유아 보육비 및 교육비, 자녀 사교육비), 경제적 환경변화(외환위기, 남편의 소득 및 고용불안정, 무주택 등), 일가정 양립 곤란(남편의 가사시간, 성분업적 역할 강화, 부부간 가사노동 불공평 등), 노동시장(결혼 및 유산으로 인한 경력 단절, 고학력 ‧ 전문직 여성의 기회비용 상승 등), 출산 건강수준(불임, 인공임신중절, 자연유산 및 사산 경험) 등으로 나타났다(이삼식 외, 2005; 송유미 ‧ 이제상, 2011에서 재인용).

선행연구들은 첫째 자녀와 둘째 자녀 출산 행동이나 계획(또는 의도)에 미치는 영향에는 다소 차이가 있다고 지적한다. 특히, 둘째 자녀 출산은 첫째 자녀에 대한 비용 부담요인이 중요한 요소로 지적된다.1) 기혼여성의 출산 행위에 대한 가구의 경제적 수준의 연구에서 가구의 경제적 수준은 출산 자녀 수 및 출산 행위와 관련이 깊은 것으로 보고된다. 그렇지만 가구의 다른 요인들을 통제한 상태에서 가구의 경제적 수준의 영향은 연구의 초점이나 활용자료 등에 따라 차이가 있는 것이 사실이다. 또한 선행연구들은 경제적 수준에서 여성이나 배우자의 임금, 가구의 소득, 재산 등을 고려하지만 이를 전체적으로 고려한 연구는 드물며, 재산에서도 가구의 부채를 고려하지 않는 경향이 있다.

이에 본 연구는 선행연구의 논의를 기초로 가구의 소득, 자산, 부채 등을 반영하여 가구의 실질적인 경제적 능력, 즉 가구의 총체적 경제적 능력을 가구의 경제적 수준 변수에 반영하고자 한다. 가구의 경제적 수준은 변수를 어떻게 조작하느냐에 따라 다른 결과를 보이므로 경제적 수준의 변수를 세 가지 차원, 즉 가구의 경상소득과 자산(부채 포함), 가구의 소득(소득과 자산의 총합, 소득인정액 개념 적용), 가구의 소득분위 변수로 구성하였다. 정리하면 본 연구는 경제적 수준을 어떻게 측정하느냐에 따라 경제적 수준의 영향이 어떻게 나타나는지 비교, 검토함으로써 가구의 경제적 수준의 영향을 보다 구체적으로 분석하는 것을 목적으로 한다. 또한 출산지원 정책의 구체성을 반영하기 위해서 출산행위에 대한 영향 요인 분석은 첫째 자녀, 둘째 자녀, 셋째 이상 자녀 출산행위로 구분하여 영향 요인의 차이를 분석하고자 한다.

1)여성가족패널 1~3차년도 자료를 활용한 정은희, 최유석(2013)의 연구에서 한 자녀 가구의 45.1%만이 추가 자녀 출산 계획이 있었고 한 자녀 가구의 38.6%가 3년 동안 둘째 자녀를 출산하였다. 이는 우리나라 가구의 둘째 자녀 출산 의도나 계획 수준이 높지 않으며, 또한 의도나 계획이 있더라도 이것이 실제 출산으로 모두 이어지는 것은 아니라는 것을 알 수 있다.

기혼여성의 출산 행동에 관한 연구는 가구의 경제적 수준을 중요한 요인으로 뽑고 있다. 경제수준에 따른 소득의 향상이 출산력을 높인다는 최초의 이론은 Malthus에서 찾을 수 있다(공선영, 2006). Malthus는 소득이 증가하면 결혼을 일찍 하며, 결혼한 사람은 금욕할 필요성이 낮아지기 때문에 출산력이 증가한다는 것이다(Becker, 1960; Kim, 1987). 1960년대 초 많은 경제학자들(Leibenstein, Becker, Freedman, Mincer, Wills, Easterlin, Andorka)은 자녀를 하나의 소비재로 간주하는 미시경제학적 관점에서 자녀에 대한 수요를 가구소득에 따라 분석하고자 하였다(김두섭, 2005). Becker(1960)는 자녀가 일반소비재와 같이 효용성을 지니고 있고 지출을 수반한다고 보았고, 따라서 부부는 소비재를 구매할 때처럼 자녀의 비용과 편익을 고려한 후 합리적인 의사결정을 하게 된다고 주장한다(Kim, 1987). 그러나 소득증대가 출산력을 증대시킨다는 주장에 대한 반론 또한 만만치 않다. 인구변천이론은 경제발전에 의한 소득증대 및 도시화 촉진 등이 소가족 규범을 조성하여 인구증가를 억제하게 된다고 한다(공선영, 2006). 즉, 자녀에 대한 경제적 효용이 감소하고 비용이 증대되면 소자녀관이 형성되며, 생존효과와 관련해서는 경제발전에 따른 영양상태, 의료기술의 발단은 다자녀관을 약화시키고 자녀에게 얻을 수 있는 생산재 효용 및 노후소득보장 효용을 증대시켜 출산을 억제하게 된다는 것이다. 이는 소득수준이 증가할수록 자녀 수를 증가시키기보다는 제한된 수의 자녀에 대해 더 많은 비용을 투입하여 자녀의 질을 향상시키려는 의욕이 강해졌다고 볼 수 있다. 자녀의 질적 양육에 대한 관심의 증대는 사교육비 상승, 조기유학 등의 자녀 양육비 부담 증대와 연결된다(보건복지부‧한국보건사회연구원, 2005).

미국의 경우 빈곤 가구가 비빈곤 가구에 비해 가구 수가 많고 자녀 수가 많다고 보고된다. 그러나 우리나라는 이와 달리 빈곤 가구의 가구 규모가 더 작고 자녀 수는 적은 특성이 있다. 한국여성정책연구원의 여성가족패널조사(Korean Longitudinal Survey of Women & Families)를 활용한 소득계층별 평균 생애 총 출산 자녀수를 보면, 하층(소득하위 30%)은 1.94, 중층(소득 30~70%)은 1.95명, 상층(소득 상위 30%)은 1.99명으로 소득수준이 높은 계층일수록 생애 총 출산 자녀수는 많은 것으로 나타났다(김은정 외, 2011). 그리고 자녀 출산계획은 하층 72.9%, 중층 77.5%, 상층 76.5%로 중층의 출산계획 비율이 가장 높고, 하층의 비율은 가장 낮았다. 자녀 수와 출산 계획 상황을 보면, 소득수준이 낮은 하층은 평균 자녀 수가 적으면서 이와 동시에 추가적인 출산계획 비율 또한 상대적으로 낮다. 이는 소득이 낮은 계층은 소득이 낮기 때문에 실제 자녀 출산이 낮을 뿐만 아니라 추가적인 출산 계획 세우지 못하는 것을 보여주어 가구의 경제적 수준과 출산과의 긴밀한 관계를 보여준다. 거시 데이터(1981~2005년)를 이용한 소득 및 재산수준과 자녀수의 관계를 분석한 연구에 의하면(김두섭, 2007), 가구 총소득과 자녀 수는 역V자형의 관계를 보이는데, 이는 낮은 소득수준에서는 소득의 증가와 함께 출산수준이 낮아지지만 일정수준을 넘어서면서 그 관계는 정적(positive) 관계를 보인다. 여기에서 소득수준 구분 구간을 세분화할 경우 역U자형을 그릴 것으로 예상된다. 김두섭(2007)의 연구에서 거시적 측면에서 재산과 출산수준의 관계는 소득수준과 유사한 경향을 보여준다. 그러나 외환위기이후(1998~2005년) 만을 분석한 경우는 이와는 다른 경향을 보인다. 가구의 소득수준과 출산수준은 역U자형의 분포를 보이며, 재산 또한 이와 유사한 경향이 발견된다. 이는 경제적 수준이 낮거나 높은 계층에 비해 중간계층의 출산수준이 더 높다는 것을 보여준다.

기혼여성과 그 배우자의 인구학적 특성과 경제활동 특성 등을 통제한 상태에서 가구의 경제적 수준과 출산과의 관계는 연구에서 따라 다른 결과를 보인다. 한국노동패널조사(KLPS)를 이용하여 임금근로 기혼여성 가구의 가구소득(총소득, 근로소득) 및 금융재산과 출산의 관계를 분석한 연구를 보면(김사현, 2009), 가구의 소득과 재산은 자녀 출산행위나 둘째 자녀 이상의 추가 출산과 통계적으로 유의한 차이를 보이지 않았다. 여성가족패널조사 1~3차년도 자료를 활용한 정은희 ‧ 최유석(2013)의 연구에서도 가구의 소득은 둘째 자녀 출산계획이나 실제 출산에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않았다. 그러나 2005년 전국 결혼 및 출산동향 조사 자료를 활용한 연구(차승은, 2008)는 김사현(2009)의 연구와 다른 결과를 보인다. 소득수준 하위 20%에 비해 중간집단(소득수준 20~80%)은 통계적으로 유의한 수준에서 둘째 자녀 출산할 가능성이 높게 나타났다. 이러한 결과는 가구의 경제적 수준과 출산행위 사이의 선형적 관계를 가정하고 있어 소득계층(분위)사이의 출산행위 차이를 간과하여 나타난 결과일 수 있다. 즉, 출산행위 분석에서 경제적 수준과 선형관계를 가정한 것은 소득계층별출산행위의 차이를 간과할 가능성이 높다.

여성가족패널조사를 이용한 연구의 결과(김은정 외, 2011), 가구의 소득수준은 기혼여성의 출산과 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않지만, 가구의 자산(금융자산)은 소득계층에 따라 통계적 유의성이 다르게 나타난다. 전체 가구 분석에서 금융자산과 생애 총 자녀 수의 관계는 통계적으로 유의하지 않지만 소득계층 하위 30%는 금융자산과 생애 총 자녀 수와 부적인 관계가 발견된다. 또한 금융자산은 추가 자녀 출산 의도와 통계적으로 유의성을 보이는데 이러한 결과는 전체 대상 분석과 상위 30%에서 발견된다. 이것은 소득계층에 따라 가구의 경제적 수준의 영향을 다르게 작용하고, 가구의 소득보다는 자산이 출산과 깊은 관련이 있음을 시사한다. 여기에서 가구의 경제적 수준(소득과 자산)에 따라 자녀 수에 차이가 있고, 경제적 수준은 첫째 자녀 출산, 둘째 자녀 출산, 셋째 자녀출산에 다른 영향을 미칠 수 있다. 또한 다자녀(세 자녀 이상) 출산은 비의도적, 무계획적인 경우가 많아(염주희 ‧ 정승은 ‧ 주영선, 2013; 임춘희, 2011) 자녀 출산에 경제적 영향이 유의미하지 않을 가능성도 배제할 수는 없다.

결혼과 출산에 관한 연구에서 자녀 보육 및 교육비 등 경제적 부담이 출산을 가로막는 요인으로 작동하고 있음이 지적된다(배광익 ‧ 김경신, 2011; 이성림, 2010; 박성준, 2008; 손승영, 2007; 박세경 2006). Heckman과 Walker(1990)는 스웨덴의 출산력 자료를 활용하여 여성 임금과 배우자 소득이 출산 지연에 미치는 영향을 분석하였다. 분석 결과 여성 임금이 출산율을 낮추는 효과와 배우자 소득이 출산율을 높이는 효과를 확인하고, 절대적인 크기에서 여성 임금의 효과가 배우자 소득의 효과보다 크다는 것을 발견하였다(민희철, 2008 재인용). 2000년 전국 출산력 및 가족보건 실태조사를 활용한 공선영(2006)의 연구에서도 이러한 경향이 발견되었다. 여기에서 여성의 임금은 경제적 수준과 여성의 고용지위와 직장의 출산지원 환경 등을 보여주는 의미를 동시에 가지며, 남성의 임금은 가구의 경제적 수준을 대변하는 변수로 볼 수 있다. 2003년 전국 출산력 및 가족보건복지 실태조사 자료를 활용한 연구 결과(민희철, 2008), 여성의 임금은 첫 번째 출산을 유의미하게 지연시키는 효과가 있고 두 번째 출산 간격에 대한 여성 임금의 효과는 첫 출산에 비해 다소 약하였다. 반면 배우자 소득이 출산을 앞당기는 효과는 두 번째 출산에서만 통계적으로 유의하였다. 그러나 취학 전 6세 이하 자녀가 있는 800가구 도시지역 서베이조사 자료를 활용한 연구(이성림, 2010)에서는 여성의 임금수준이 높을수록 둘째 자녀 출산 의도가 강하였지만 이는 통계적으로 유의하지 않았다.

자녀에 대한 보육 및 사교육비 부담 출산의 관계를 분석한 연구를 보면, 자녀 보육 및 교육비 등 경제적 부담이 높을수록 출산을 지연하거나 포기하였다. 그리고 다른 결과를 보고하는 연구도 있지만 대체로 여성의 임금수준이 높을수록 출산은 지연되거나 포기되고, 남성의 임금이 높을수록 출산을 더 하는 것으로 나타났다. 가구의 경제적 수준을 대표적으로 보여주는 가구의 소득이니 재산의 영향을 분석한 연구는 아니지만, 가구의 경제적 부담이나 여성과 남성의 임금수준과 출산의 관계를 분석한 연구들은 가구의 경제적  수준과 출산의 관계를 간접적으로 보여준다.

기혼여성의 출산 행위에 대한 가구의 경제적 수준의 연구에서 가구의 경제적 수준은 출산 자녀 수 및 출산 행위와 관련이 깊고, 그 영향은 출산 순위별로 다르게 나타난다. 이는 출산 순위별로 경제적 수준의 영향을 비교, 검토할 필요성을 강하게 제기한다. 특히 합계출산율이 낮은 우리의 현실에서는 출산 순위에 따라 경제적 수준의 영향에 어떠한 차이가 있는지 분석을 통해 첫 자녀, 둘째 자녀, 셋째 자녀 이상의 출산 지원에서 가구의 경제적 여건에 따라 어떤 부분을 고려해야 하는지 검토할 필요가 있다. 그럼에도 불구하고 선행연구들은 경제적 수준에서 여성이나 배우자의 임금, 가구의 소득, 재산 등을 고려하지만 이를 전체적으로 고려한 연구는 드물며, 자산을 투입하는 경우에도 가구의 부채를 고려하지 하지 않는 등의 가구의 경제적 수준을 총체적을 반영하지 못한 한계가 있다. 이에 본 연구는 선행연구의 논의를 기초로 가구의 경제적 수준을 가구의 소득과 순자산, 가구의 전체 소득, 소득 분위로 다양하게 측정하여 가구의 경제적 수준이 기혼 여성의 출산행위(첫째 자녀, 둘째 자녀, 셋째 자녀 이상)에 미치는 영향을 종합적으로 분석하고자 한다.

본 연구에서는 가구의 경제적 수준과 여성의 출산행위와의 관계를 분석하기 위하여 2005년부터 2011년까지 7차년도에 걸쳐 측정된 한국복지패널(Korea Welfare Panel) 자료를 활용하였다. 한국복지패널은 제주도를 포함한 전국을 대상으로 하여 연 1회 실시되는 종단자료로, 농어촌 또는 읍면지역이 표본에 포함되어 대표성이 높은 패널이다. 분석대상은 최초년도인 2005년 조사에서 20~49세인 여성 중 결혼상태가 기혼인 여성을 기본 대상으로 선정한 후, 2006~2011년 사이에는 매년 전년도에 미혼이었으나 해당 연도에 기혼여성이 된 20세~49세의 자료를 새롭게 추가하여 분석 자료를 구성하였다. 즉, 먼저 t년도 분석대상을 20~49세의 기혼여성으로 선정하고, t+1년도에는 t년도에 이미 진입해 있는 기혼여성과 t+1년도에 새롭게 진입한 동일한 연령대의 여성을 추가하였다. 이러한 방식으로 최종 7차년도까지 분석대상을 선정하였으며, 연도별 분석대상의 수는 [표 1]과 같다.

(1) 종속변수 측정 및 분석 방법

본 연구는 출산행위에 영향을 미치는 가구의 경제수준과 관련된 요인들을 살펴보고자 하였으므로, 분석 자료를 두 개 연도씩(t년도, t+1년도) 결합하여 사용하였다. 즉, 1차년도와 2차년도, 2차년도와 3차년도, 3차년도와 4차년도, 4차년도와 5차년도, 5차년도와 6차년도, 6차년도와 7차년도의 총 6개의 데이터셋(data set)을 만들어, 각 데이터셋에서 첫째 자녀, 둘째 자녀, 셋째 자녀 이상의 출산 행위가 발생하였는지 여부를 측정하였다. 각 데이터셋에서 t+1년도에 첫째 자녀, 둘째 자녀, 셋째 자녀 이상 출산행위 발생을 종속변수로 사용하였으며, 독립변수는 첫째 자녀, 둘째 자녀, 셋째 자녀 출산이 일어나기 전 해(t년도)의 정보를 투입하였다. 즉, 종속변수는 t년도와 t+1년도 사이의 해당 자녀 출산여부이며, 독립변수는 t년도의 개인 및 가구 특성이다. 본 연구의 종속변수는 첫째 자녀, 둘째 자녀, 셋째 자녀 출산 여부, 즉 이분 변수이므로 로짓분석을 실시하였다.

(2) 가구의 소득관련 변수 측정 및 연구 모형

본 연구에서는 가구의 경제적 수준은 가구의 소득과 자산을 이용하여 출산 순위별로 세개의 모형을 구성하였다. 첫 번째 모형은 가구의 경상소득과 순자산을 기본적으로 측정하였다. 경상소득은 해당 연도 15세 이상 가구원의 근로소득, 사업 및 부업소득, 재산소득, 그리고 사적 이전소득과 공적 이전소득의 총합으로 측정하였으며, 순자산은 가구가 소유하고 있는 주택, 부동산, 금융자산을 합산한 총자산에서 부채를 뺀 소득으로 측정하였다.3) 가구의 소득은 기혼여성의 출산행위가 나타나기 직전 해인 t연도의 값을 사용하였다. 영향요인 분석에서는 경상소득, 순자산액과 같은 소득변인은 변수의 정규성 확보를 위하여 로그값으로 변환하여 사용하였다. 다음으로 두 번째 모형의 가구소득은 경상소득과 순자산의 합한 소득인정액 개념을 적용하였다. 즉, 국민기초생활보장법의 각 연도별 재산의 소득환산율을 적용하여 재산의 소득평가액을 산출한 후, 이에 가구의 경상소득을 합하여 가구의 총소득의 산출하였으며, 본 연구에서는 이를 ‘가구소득’으로 명명하였다. 세 번째 모형에는 순자산액과 경상소득을 합산한 가구소득(소득인정액)을 이용하여 가구소득변수를 5분위로 계층화하여 사용하였다.

(3) 그 밖의 변수 측정

선행연구를 통해 여성의 출산행위에 영향을 미치는 그 밖의 변수들을 통제변수로 사용하였다. 구체적으로 여성 및 배우자의 만연령, 경제활동상태(임금근로, 비임금근로, 미취업)4), 교육수준(1.무학, 2.초등학교, 3.중학교, 4.고등학교, 5.전문대학, 6.대학교, 7.대학원 이상), 여성의 건강(1~5점, 점수가 높을수록 건강상태 양호), 가족관계 만족도(1∼5점, 점수가 높을수록 가족관계만족도 높음)를 측정하여 분석에 사용하였다. 가구의 교육비지출 비율은 가구의 총생활비 지출 중 자녀의 사교육 및 보육비로 인한 지출이 차지하는 비율을 산출하여 사용하였다. 가구의 총생활비 대비 교육비 지출비율은 자녀가 있는 가구에만 해당되므로 둘째자녀 출산행위와 셋째 자녀 이상 출산행위 분석에서 사용하였다. 통제변수는 가구의 경제적 수준과 마찬가지로 두 개년도로 이루어진 데이터셋에서 기혼여성의 출산행위가 나타나기 직전 해인 t년도의 값을 사용하였다.

2)패널자료의 특성상 최초 구축된 패널에서 유실이 발생하기 때문에 2차년도 이후부터 20~49세의 기혼여성의 자료가 추가되었음에도 불구하고 시간이 흐름에 따라 분석 대상 자료는 감소하는 추세를 보인다. 그렇지만 7차년도의 경우 패널 자료가 보충되었기에 분석대상 가구 수가 증가하는 것으로 나타났다.  3)순자산 = 총자산 - 총부채, 총자산 = 거주주택가격 + 소유부동산 + 점유부동산 + 금융자산 + 농기계 + 농수산물 + 기타재산, 총부채 = 금융기관대출 + 일반사채 + 카드빚 + 전세보증금(받은 돈) + 외상 + 미리 탄 곗돈 + 기타부채.  4)본 연구에서는 여성의 경제활동과 관련하여 선행연구에서 사용하여온 여성의 임금, 고용지위 등의 변수 중에서 여성의 고용지위만을 선택하여 사용하였다. 최근 출산정책과 관련된 선행연구(Martin, 2011)에서 여성의 임금이 출산에 영향을 미치는 경우는 상위 10%의 고소득 여성의 경우에 한정되며, 임금보다는 오히려 노동시장에서 어떠한 고용지위를 차지하고 있는가 출산에 더 큰 영향을 미침을 설명하고 있다.

본 연구에서 사용된 연구대상자들의 일반적 특성은 [표 2]와 같다. 각 년도의 첫 자녀, 둘째 자녀, 셋째 자녀 유무를 측정한 후 2개년도 간의 차이를 통해 출산 발생 여부를 측정하였다. 1, 2차년도 사이에 88(전체 가구 중 2.6%)가구에서 첫 자녀가 출생하였으며, 둘째자녀 출산은 1.073가구(전체 가구 중 31.6%), 셋째 자녀 이상 출산은 206가구(전체 가구 중 6.1%)였다. 2, 3차년도 이후 첫째 자녀와 둘째 자녀 출산 비율은 2∼3% 내외로 나타났으며, 셋째 자녀 출산 비율은 이에 비해 낮은 1% 미만이었다.

다음으로 t년도와 t+1년도 자료를 연결한 데이터셋의 기혼여성, 배우자, 교육비 지출 수준을 살펴보았다. t년도와 t+1년도 사이의 가구 특성은 t년의 정보를 통해 제시하였다. 예컨대 1, 2차년도 분석대상 가구의 특성은 1차년도의 특성을 사용하였다. 1, 2차년도 분석에 포함된 기혼여성의 평균연령은 약 36세인 것으로 나타났으며, 배우자의 연령은 41.6세인 것으로 나타났다. 선행연구(공선영, 2006; 민희철, 2008; 이성림, 2010)에서 여성의 출산에 영향을 미치는 것으로 알려져 있는 여성의 근로지위는 1, 2차년도의 경우 임금근로자가 전체의 46.3%인 것으로 나타났으며, 비임금 근로자가 12.5%, 미취업인 경우가 46.1%로 가장 많았다. 이러한 양상은 시간이 지남에 따라 그 비율에 변화가 있었다. 즉, 기혼여성의 미취업 비율이 1, 2차년에는 전체의 약 46.1%였으나 시간이 지남에 따라 점차 감소되어 6, 7차년도에는 전체의 37.3%로 나타났다. 그러나 기혼여성의 미취업 비율 감소가 임금근로자의 비율 증가로 나타나지는 않았다. 즉, 임금근로자의 비율은 1, 2차년도에 46.3%였으며, 6, 7차년도에 46.1%로 나타나 큰 차이를 보이지는 않았다. 반면 비임금근로자의 비율은 1, 2차년도에 12.5%였으나 해마다 꾸준히 증가하는 경향을 보이고 있으며 6, 7차년도에는 16.6%로 나타났다. 이러한 결과는 여성의 경제활동이 점차 증가추세에 있으나 안정된 소득이 보장된 임금근로자로 종사하기보다는 비임금근로자인 경우가 많음을 보여준다.

출산정책에 관련된 선행연구(Seiritsu and Tamotsu, 2011; Martin, 2011; Jonathan B. and Attar-Schwartz, 2011)에 따르면 출산 이후 여성의 고용지위 보장을 위한 법안 마련과 재취업을 위한 교육과 관련된 정책 및 서비스가 실제 출산율 향상에 효과가 있다. 출산과 출산 이후 아동을 양육하는 일은 양육자의 집약적인 노동이 필요하므로 일과 양육에 대한 부모의 시간 할당이나 이러한 시간과 노력을 대체할 비용 등을 고려하였을 때, 출산이후 여성의 고용지위를 보존하는 것은 현실적으로 어려울 뿐 아니라 경제적으로도 유익하지 않을 수 있음(Martin, 2011)을 생각해 볼 수 있다.

배우자의 근로지위는 1, 2차와 2, 3차년도에 임금근로자 비율이 증가하는 것으로 보였으나, 7개년도 자료를 전체적으로 보았을 때 큰 변화를 보이지 않았다. 기혼여성의 교육수준은 고졸 이하인 경우가 차지하는 비율이 다소 높아지는 반면, 대졸 이상인 경우는 오히려 점차 낮아지는 것으로 나타났다. 반면 배우자의 교육수준은 대졸 이상의 경우가 점차 증가하는 것으로 나타났다. 기혼여성의 건강상태(3.7~3.9점)와 가족관계 만족도(3.9~4.0)의 평균은 연도별 차이가 크게 나타나지 않았다. 마지막으로 가구의 소비지출 중 교육비가 차지하는 비율은 10∼12% 수준인 것으로 나타났다.

연구대상 가구의 연간 경상소득은 1차년도 3,960.8만원(1, 2차년도 연결 자료)이었으며, 시간이 흐르면서 가구의 경상소득은 증가하는 특성을 보였다. 가구의 총자산에서 총 부채액을 뺀 순자산은 1차년도를 기준으로 18,097.7만 원이었으며, 경상소득과 마찬가지로 순자산도 대체로 증가하는 자료 특성을 보였다. 가구의 경상소득과 순자산의 소득평가액을 합한 가구소득은 1차년도 4,378만 원이었으며, 이 또한 시간이 흐르면서 증가하는 특성을 보였다. 소득인정액 개념을 적용한 가구소득을 기준으로 한 분위별 가구소득 수준의 분포를 보면, 1차년도 하위 1분위 소득 평균은 1,129.2만 원이었으며, 상위 5분위 소득은 9,530.0만 원으로 상위 5분위의 가구소득이 1분위에 비해 약 8.4배 많은 특징을 보였다. 하위 1분위 대비 상위 5분 가구소득은 2차년도 약 4.5배, 3차년도 약 6.5배, 4차년도 약 6.3배, 5차년도 6.4배, 6차년도 약 11.3배 많은 것으로 나타났다.

가구의 경제적 수준이 출산행동에 미치는 영향을 살펴보기 전에, 가구의 총 자녀수에 따른 가구의 특성을 비교하였다(표 4, 5). 가구의 특성은 마지막 연도인 2012년의 정보를 정리하였다. 먼저, 다자녀 가구일수록 기혼여성의 교육수준은 고졸 이하인 경우가 전문대졸 이상의 가구에 비해 더 많은 것으로 나타났다. 즉, 출산 자녀의 수가 많을수록 기혼여성의 학력은 낮은 것으로 나타났으며, 이러한 결과는 배우자도 마찬가지였다. 근로지위는 기혼여성의 경우는 출산 자녀의 수에 따라 큰 차이가 없었으나, 배우자의 경우는 세 자녀 이상 다자녀 가구인 경우 오히려 임금근로자인 경우가 감소하고, 비임금 근로자나 미취업인 경우가 증가하는 것으로 나타났다. 이것은 선행연구에서 다자녀 출산이 비의도적, 무계획적인 경우가 많으며(염주희 ‧ 정승은 ‧ 주영선, 2013; 임춘희, 2011), 가구의 경제적 수준을 대변하는 남성의 임금이나 근로지위가 큰 영향을 미치지 않는다(민희철, 2008)는 결과와 일정 정도 일치한다.

전체적으로 자녀 수가 많은 가구일수록 대졸 이상의 기혼여성 비율이 적었다. 흥미로운 점은 기혼여성의 취업상태는 다자녀(세 자녀 이상) 가구일수록 미취업 비율이 낮고, 비임금근로자 비율이 높은 반면 배우자의 취업상태는 임금근로자의 비율은 낮고, 비임금근로자와 미취업 비율은 오히려 높았다. 이와 같은 결과는 여성 임금이 출산율을 낮추는 효과가 있으며 배우자 소득이 출산율을 높이는 효과가 있다는 선행연구의 결과(Heckman & Walker, 1990)를 출산 자녀수에 따른 가구특성을 통해 일부 설명하고 있다. 여성의 건강상태는 자녀수에 따라서는 차이가 나타나지 않았으며, 가족관계 만족도 또한 동일한 결과를 보여주었다.

마지막으로 자녀수에 따른 가구의 교육비 지출비율을 보면, 한 자녀 가구의 교육비는 전체의 6.9%를 차지하였으며, 두 자녀 가구는 이보다 약 4%p 많은 10.7%, 세 자녀 이상 가구는 9.3%로 나타났다. 이는 자녀가 많을수록 교육비 지출이 증가하는 것으로 보여주며, 흥미로운 것은 세 자녀 이상 가구에 비해 두 자녀 가구의 교육비 지출 비율이 더 높다는 것이다. 이러한 결과는 한 자녀나 세 자녀 이상 가구에 비해 두 자녀 가구의 소득이 더 높은(표 5 참조) 특징에 비추어 볼 때 세 자녀 이상 가구의 경우는 두 자녀 가구에 비해 다른 소비 비목의 지출 부담이 크기 때문에 교육비 지출을 줄이는 경향이 있으며, 자녀 교육비는 자녀수에 정비례로 증가하지 않는 경향이 있음을 보여준다.

가구의 소득은 경상소득, 순자산, 가구소득(소득인정액 개념 적용) 모두 자녀수와 관련하여 동일한 패턴을 보였다(표 5). 즉, 한 자녀 가구보다는 두 자녀 가구의 소득이 전반적으로 높았으나, 세 자녀 이상의 다자녀 가구의 경우 소득이 오히려 두 자녀 이하의 자녀를 둔 가구보다 더 낮은 것으로 나타났다. 특히 부채액을 고려한 순자산의 경우, 한 자녀가구의 평균 순자산액이 약 21,615만 원이고, 두 자녀 가구 평균이 약 47,841만 원인 것과 비교하여 세 자녀 이상의 가구는 9,998만 원으로 현저히 낮은 수준인 것으로 나타났다. 이러한 결과를 세 자녀 이상 가구의 특성으로 보아야 할지, 그렇지 않으면 세 자녀 이상의 출산으로 인해 가계의 부채증가 등을 의미하는 것인지는 좀 더 다양한 자료를 통한 검토가 필요할 것이다. 그러나 분명한 것은 두 자녀 이하 가구에 대한 경제적 수준의 영향과 세 자녀 이상 가구에 대한 경제적 수준의 영향이 다르다는 것을 확인할 수 있다.

분위별 가구소득은 자녀 수에 따라 분위간의 간격이나 분위별 평균 가구소득액에 차이가 있었다. 즉, 하위 20%인 소득 1분위의 경우 가구소득 평균이 자녀수가 많을수록 낮아지는 것을 볼 수 있었으며, 특히 1분위 다자녀 가구의 경우는 –3,928.4만 원으로 소득에 비해 부채가 더 많은 것을 알 수 있다. 이것은 현재 다자녀 가구에 대한 지원이 현실화 될 필요가 있음을 분명하게 보여주는 결과라 할 수 있다.

가구의 경제적 수준이 출산행동에 미치는 영향을 살펴보기 위해, 본 연구에서는 [표 6]과 같이 세 가지 모형을 통해 가구의 소득 및 재산의 영향을 세부적으로 분석하였다(출산 순위를 고려할 경우 아홉 가지 모형). 먼저 Model 1, 4, 7에서는 가구의 경상소득과 총자산이 출산행위에 미치는 영향에 대해 살펴보았다. 즉, 일반적으로 선행연구에서 자녀출산과 관련하여 살펴보았던 경상소득과 부채를 고려한 순자산을 별도의 변수로 투입하여 그 영향을 확인하였다. 이 모델을 통해서는 가구의 경상소득뿐 아니라 순자산이 출산행위에 미치는 효과를 확인하고자 하였다. Model 2, 5, 8에서는 앞에서 사용한 두 변수를 합산하여 산출한 가구소득(경상소득+순자산)과 출산행위와의 관계를 살펴보았다. 이 모형을 통해서는 전체적인 가구의 소득과 재산이 출산행위에 미치는 영향을 확인하고자 하였다. 마지막으로 Model 3, 6, 9에서는 가구소득(소득인정액 개념)을 5분위로 구분하여 하위 20%를 기준으로 각 소득계층과 첫째 자녀, 둘째자녀 그리고 셋째 자녀 이상 출산과의 관계를 살펴보았다. 이 모형을 통해서는 소득과 재산을 통합적으로 고려한 계층별 출산행위의 차이를 확인하고, 보다 구체적인 출산지원정책에 대한 근거를 찾고자 하였다.

[표 6]에 제시하였듯이, 자녀의 출산 순위에 따라 가구의 경제적 수준의 영향은 차이가 있다. 즉, 첫 자녀 출산의 경우 소득이 높은 가구에서 보다 출산이 많이 발생하는 것으로 나타났다. 소득계층에 따라서는 가구소득 하위 1분위 20%에 비해 3분위 이상의 계층에서 유의미한 첫 자녀 출산이 나타났다. 이것은 외환위기 이후 한국의 가구소득수준과 출산수준에 대해 역U자형의 분포를 보인다는 선행연구(김두섭, 2007)와 맥락을 같이 한다. 경제적 수준이 낮거나 높은 계층에 비해 중간계층의 출산수준이 더 높은 결과는 중산층 이하 가구에 대한 출산정책은 무엇보다 경제적 지원이 효과적일 수 있음을 생각해 볼 수 있다.

첫 자녀 출산에 대해서는 경상소득뿐 아니라 가구의 순자산 역시 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 다시 말해 가구의 소득뿐 아니라 부채를 제외한 자산 또한 첫 자녀 출산에 효과가 나타났다. 소득과 자산의 출산에 미치는 효과를 연구한 선행연구(김은정 외, 2011; 김사현, 2009) 에서는 가구소득 상위 30%에 대해서만 소득과 자산이 일반적으로 출산의도에 유의미한 영향을 미친다고 설명하고 있으나, 본 연구에서는 첫 자녀 출산에만 영향을 미치고 있었다. 이와 같은 차이는 선행연구와 본 연구에서 사용한 소득변수의 차이에서 발생한 것으로 생각해 볼 수 있다. 즉, 선행연구에서는 부채를 고려하지 않은 상태의 자산액을 사용하였다면, 본 연구에서는 총 자산에서 가구의 총 부채를 고려한 순자산액을 산출하여 사용하였다. 이를 통해, 기존연구에서는 가구의 소득보다는 자산이 자녀 출산에 영향을 미칠 수 있다고 하였으나, 본 연구에서는 가구의 소득수준뿐만 아니라 가구의 순자산이 모두 자녀 출산 특히 첫 자녀 출산과 셋째 자녀 이상 출산에 영향을 미치는 결과를 보였다.

둘째 자녀 출산의 경우는 첫째 자녀 출산과 다른 양상을 보인다. 다시 말해, 첫째 자녀 출산에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타난 가구의 경상소득이나 자산이 둘째 자녀 출산에는 영향을 미치지 않았다. 그러나 가구의 소득계층과 관련하여서는 가구소득 하위 1분위 가구보다 3분위 가구에서 둘째 자녀 출산이 유의미하게 많이 나타났다. 둘째 자녀 출산과 분위별 가구소득과의 관계에서는 역U자형 분포를 보이는 것으로 나타났으나, 이는 소득계층 1분위 가구와 비교한 결과이며, 실제로 경상소득이나 순자산 그리고 가구소득과 같은 소득변인에 따라 둘째 자녀 출산이 발생하지는 않는 것을 알 수 있다. 또한 이것은 여성 임금의 효과가 첫 출산에 비해 둘째 자녀 출산부터는 다소 약하다는 선행연구(민희철, 2008)와 자녀의 보육 및 교육비 등의 경제적 부담이 둘째 자녀의 출산을 가로막는다는 연구(배광익 ‧ 김경신, 2011; 이성림, 2010; 박성준, 2008; 손승영, 2007; 박 세경, 2006)와 같은 맥락의 결과라 할 수 있다. 따라서 둘째자녀 이상의 출산 발생을 위해서는 자녀양육과 관련된 예컨대 영유아 보육 및 교육 지원과 같은 실질적인 지원책이 필요함을 알 수 있다.

셋째 자녀 이상의 출산에서는 경제적 수준과 출산의 관계가 전혀 다른 방향으로 나타났다. 가구의 경상소득이나 자산이 많은 가구일수록 오히려 다자녀 출산이 적은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 가구의 소득계층에서도 동일한 양상을 보이는데 특히 하위 20%의 가구에서, 다자녀 출산이 소득수준 4분위인 60-80%의 가구에 비해 통계적으로 유의미하게 많은 것으로 나타났다. 이것은 다자녀 출산이 비의도적이고 무계획적인 경우가 많으며, 이러한 이유로 경제적 영향이 첫째 자녀 및 둘째 자녀 출산의 경우와 다를 수 있다는 선행연구(염주희 ‧ 정승은 ‧ 주영선, 2013; 임춘희, 2011)와 일부 일치하는 결과이다. 그러나 자녀출산의 계획 여부나 출산 의도에 대해서는 본 연구에서 사용한 자료에서는 확인할 수 없으므로 이러한 결과만으로 가구소득의 세 자녀 이상 출산에 대한 효과를 설명하기는 어렵다. 다만 세 자녀 이상의 출산이 두 자녀 이하 자녀의 출산과는 다른 양상을 띠고 있으며, 이를 설명할 수 있는 변인도 두 자녀 이하 자녀의 출산과 차이가 있을 수 있음을 알 수 있다.

기혼여성의 연령은 낮을수록 첫 자녀 출산과 세 자녀 이상 출산이 나타날 가능성이 높은 것으로 나타났다. 배우자의 연령 또한 어릴수록 첫 자녀 출산에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 본 연구의 분석대상이 20세 이상 49세 미만의 기혼여성을 중심으로 선정되었으므로, 기혼 여성 중 여성 혹은 배우자의 연령이 낮을수록 출산 가능성이 높음을 반영하는 결과라 할 수 있다.

여성의 근로지위는 자녀출산과 상당히 밀접한 관련이 있는 것으로 나타났다. 비임금근로자에 비해 미취업인 여성의 첫 자녀 출산이 유의미하게 많은 것으로 나타났으며, 이에 비해 임금 근로자는 오히려 첫 자녀 출산이 적은 것으로 나타났다. 이는 여성의 임금이 첫 번째 출산을 유의미하게 지연시키는 효과가 있다고 밝힌 선행연구(민희철, 2008; 이성림, 2010)와 일치하는 결과이다. 또한 세 자녀 이상 출산의 경우 비임금 근로자와 미취업여성과의 차이는 나타나지 않았으나, 임금 근로자는 유의미하게 다자녀 출산이 적은 것으로 나타났다. 여성의 건강상태는 첫 자녀 출산이나 셋째 자녀 출산에는 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 그러나 둘째 자녀 출산에 대해서는 일반적인 예측과는 상이한 방향으로 나타났다. 즉, 건강한 여성일수록 둘째 자녀 출산을 하지 않을 가능성이 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과만으로 여성의 건강과 둘째 자녀 출산과의 관계를 설명하기에는 무리가 있으므로 좀 더 다양한 건강과 관련된 요인들을 함께 고려하여 살펴볼 필요가 있을 것이다. 예컨대, 소득변인 중 경상소득이나 순자산, 또는 소득인정액을 포함한 가구소득을 통제하였을 때는 유의미하였던 여성의 건강상태가 가구의 소득분위를 통제하였을 때 그 효과가 사라진 것을 확인할 수 있다. 이러한 결과는 여성의 건강상태와 소득계층 등 복합적인 요인이 둘째 자녀 출산에 영향을 미치고 있음을 보여주고 있다.

여성의 가족관계만족도는 대체로 자녀출산에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 가족관계에 대한 만족도가 높은 기혼여성일수록 자녀를 출산하는 경우가 많은 것으로 나타났다. 이러한 결과를 통해 다양한 가족지원정책이 결과적으로 출산정책의 효과를 향상시킬 수 있음을 예측할 수 있다.

배우자의 교육수준은 둘째 자녀 출산의 경우에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 다시말해 배우자의 교육수준이 높을수록 두 번째 자녀를 출산하는 경우가 많은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 교육수준과 소득의 관계가 같은 방향으로 변화한다는 사실을 감안할 때, 배우자의 소득이 두 번째 출산을 앞당기는 효과가 있다는 선행연구(민희철, 2008)와 같은 맥락에서 이해할 수 있다. 배우자의 근로지위는 세 자녀 이상의 출산과 관련해서 상당히 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 배우자가 비임금 근로자인 경우에 비해 임금근로자인 경우 오히려 다자녀 출산이 적게 나타났으며, 미취업의 경우에도 비임금 근로자의 경우보다 다자녀 출산을 적게 하는 것으로 나타났다.

5)가구의 교육비 지출비율은 자녀가 있는 가구에만 해당되므로 첫 자녀 출산과 관련한 모형에는 변수로 투입하지 않았고, 둘째자녀 이상 출산부터 모형에 포함하여 분석하였다.

기혼여성의 출산 행위에 대한 가구의 경제적 수준의 연구에서, 가구의 경제적 수준은 자녀 출산에 중요한 요인 중에 하나이다. 이에 본 연구는 가구의 경제적 수준을 소득과 자산에 초점을 두고 가구의 경제적 수준과 자녀 출산 행위(첫째 자녀, 둘째 자녀, 셋째 자녀 이상)의의 관계를 분석하였다. 가구의 경제적 수준의 영향을 면밀하게 살펴보기 위해서 경제적 수준은 가구의 경상소득뿐만 아니라 자산(부채 고려)까지 고려하였으며, 가구의 경제적 수준은 세 가지 차원, 즉 경상소득과 순자산(부채반영), 경상소득과 순자산을 소득인정액으로 환산한 가구소득, 소득인정액을 이용하여 가구의 경제적 수준을 계층화한 소득분위로 구성하였다. 그 결과 첫째 자녀, 둘째 자녀, 그리고 셋째 자녀 이상의 출산에서 각기 다른 영향요인들이 발견되었다. 또한 경제적 수준의 영향도 출생 자녀의 순위에 따라 차이가 있었다. 연구 결과의 요약과 논의를 정리하면 다음과 같다.

첫째, 본 연구에서 초점을 둔 가구의 경제적 수준은 자녀 출산 행위와 밀접한 관계가 있음이 발견되었다. 특히 가구의 경제적 수준은 첫째 자녀 출산과 셋째 자녀 이상 출산과 주요하게 관련이 있었지만, 둘째 자녀 출산에 미치는 영향은 통계적으로 유의하지 않았다. 이러한 결과는 많은 선행연구 결과와 유사하다(정은희 ‧ 최유석, 2013; 배광익 ‧ 김경신, 2011; 김은정 외, 2011; 이성림, 2010; 김사현, 2009; 박성준, 2008; 민희철, 2008; 김두섭, 2007; 손승영, 2007; 박세경, 2006). 여기에서 가구의 경제적 수준을 다양한 차원(경상소득과 순자산, 소득인정액 개념의 가구소득, 소득분위)에서 고려하더라도 가구의 첫 출산은 가구의 경제적 수준과 특히 관련이 높다는 점에 주목할 필요가 있다. 이는 첫 출산 행위는 둘째 자녀 이상의 출산과 밀접하게 관련이 되기 때문에 자녀 출산의 출발이라 할 수 있는 첫 출산에서 가구의 경제적 특성을 고려한 적극적인 출산 지원 정책이 마련될 필요가 있다.

둘째, 본 연구의 결과에서 주목할 점으로는 가구의 경제적 수준은 첫째 자녀 출산(또한 둘째 자녀 출산 영향 요인의 일부)과 셋째 자녀 이상 출산에 경제적 수준의 영향의 방향이 다르다는 것이다. 즉, 가구소득이 많을수록, 즉 경상소득이 많고 순자산이 많을수록 또한 소득인정액 수준이 높을수록 첫째 자녀 출산 가능성은 높은 반면 셋째 자녀 이상 출산은 경제적 수준이 낮은 가구에서 이루어지고 있다. 경제적 수준이 낮은 가구에서 셋째 자녀 이상 자녀 출산을 더 많이 하는 이유가 무엇인지에 대해서는 보다 심도 있는 분석이 필요하겠지만,6) 경제적으로 어려운 가구에서 다자녀 출산이 이루어지는 현실은 다자녀가구는 자녀 양육으로 인해 경제적 어려움을 배가될 가능성이 높기 때문에 다자녀 가구에 대한 정책적 지원이 절실하다 할 수 있다. 현재 다자녀가구를 위한 지원책으로 운영되고 있는 내용들을 살펴보면 중위소득 이상의 소득계층가구에 대해서는 거의 혜택이 없다고 할 수 있다. 소득계층별 분석결과에서 하위 20% 가구에서 셋째자녀 출산이 유의미하게 많은 것도 좀 더 다른 다각적인 비교와 분석이 필요하겠으나, 이러한 출산정책의 영향을 일부 보여주는 결과로 생각해 볼 수 있다.

셋째, 기혼 여성의 연령은 첫째 자녀와 셋째 자녀 이상 출산에 유의미한 영향(연령이 높을수록 출산을 덜 하는 것)을 미치며, 배우자의 연령은 첫째 자녀 출산에 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 첫째 자녀의 출산에 대한 기혼 여성의 연령의 영향을 셋째 자녀보다 더 큰 결과를 보였다. 이러한 결과는 기혼 여성의 출산은 기혼여성과 배우자의 연령과 밀접한 관련이 있음을 보여준다. 최근 합계출산율이 가장 낮았던 2005년(1.076명) 이후 약간씩 증가하는 추세를 보여 출산율 제고에 긍정적 신호를 보이는 반면, 여성의 초혼 연령증가추세는 출산율 제고에 우려를 낳기에 충분하다.7) 의학의 발달로 인해 여성의 가임기간이 길어진다 할지라도 여성과 남성의 초혼 연령의 증가는 첫 자녀 출산 시 여성의 연령을 증가시켜 합계출산율에는 부정적인 영향을 미칠 것이다.8) 그리고 첫째 자녀 출산이 늦어질 경우 추가 임신과 출산 및 양육에 대한 신체적 부담으로 인해 둘째 자녀 출산 가능성은 낮아질 것이다. 선진국일수록 초혼 연령이 높을 뿐만 아니라 초혼연령이 증가하고 있고(OECD, 2014), 우리나라도 그러한 경향이 강해지고 있는 현실에서 우리나라 출산율 제고를 위해서는 여성과 남성의 초혼 연령 증가를 늦추기 위한 정책적이 노력이 필요할 것이다. 물론 젊은 층의 결혼과 출산에는 청년실업, 결혼을 미루거나 꺼리는 인구 증가, 결혼 비용 부담, 자녀 출산 및 양육 부담 등 여러 사회적 문제가 관련이 깊다. 선행연구에 따르면, 초혼연령이 높아진다 하더라도 연금 등 노후생활에 대한 보장이 있는 국가의 경우 출산율이 증가한다(Seiritsu and Tamotsu, 2011). 실제로 많은 OECD 국가에서 출산률 증가에 가장 효과가 있는 정책으로 소득재분배와 관련된 정책을 주장하고 있으며, 그 대표적인 예로 연금 및 여성 재교육지원 등에 있어서 보편적 정책을 들고 있다(Martin, 2011; Jonathan, B. and Attar-Schwartz., 2011; Gunnar, A.; 2011)

넷째, 기혼 여성의 경제활동 상태는 첫째 자녀와 셋째 자녀 이상 출산에 통계적으로 유의한 영향을 미친다. 비임금 근로자에 비해 임금근로 여성은 첫째 자녀와 셋째 자녀 이상 출산을 덜 하는 것으로 나타났으며, 비임금근로자에 비해 미취업 여성은 첫째 자녀 출산 가능성이 높았다. 남성의 경제활동 상태는 여성의 경제활동 상태의 영향력보다는 미약한 결과를 보인다. 이는 여성의 경제활동 참여는 여성의 출산을 지연하거나 포기하게 만드는 부정적 요인으로 작용하고 있음을 보여주며, 남성의 경제활동 참여는 경제활동 자체보다는 가구의 소득수준과 더 밀접하게 관련되고 있음을 시사한다. 특히 직업이 없는 여성일수록 첫 자녀 출산이 많은 결과에 주목할 필요가 있다. 이러한 결과는 우리나라 출산정책에 있어서 직장여성과 관련한 서비스의 필요성을 보여준다고 할 수 있다. 여성의 경제활동 상태와 출산 행위의 관계에서 임금근로 여성의 경우 출산은 직장에서의 역할, 승진, 경력 단절 등의 문제로 출산을 지연하거나 기피하는 현성이 두드러지게 나타났다. 이는 최근 강화되고 있는 일가정 양립정책과 여성의 경력단절 문제 해결을 위한 정책이 보다 더 강화될 필요성이 있음을 강하게 시사한다.

다섯째, 여성의 건강상태는 둘째 자녀 출산에 부정적인 영향을 미친다. 이러한 결과에 대해서는 좀 더 신중한 검토와 해석이 필요하다. 그러나 여성의 임신과 출산은 건강은 출산 자체에 중요한 요인일 뿐만 아니라, 첫 자녀 출산 이후 여성의 산후 조리 및 건강관리는 후속 출산에는 더욱 중요하게 작용한다. 따라서 여성의 자녀 출산 이후 신체적 건강을 회복할 수 있는 지원뿐만 아니라 산후 우울증과 같은 정신건강 문제를 예방하기 위한 정책과 서비스가 개발될 필요가 있다. 특히 취업 여성에게는 고용보험의 산전후 휴가의 활용도를 높이기 위한 정책적 개입이 필요하며, 고용보험의 산전후 휴가 급여에서 배제된 비임금근로 여성이나 미취업 여성을 위한 지역사회 중심의 산후 건강관리 프로그램이 개발될 필요가 있다. 또한 본 연구에서 가족관계 만족도는 첫째 자녀와 둘째 자녀의 출산에 긍정적인 영향을 미치는 결과를 보인다. 특히 둘째 자녀 출산은 다른 어떤 요인들보다 여성의 건강과 가족관계 만족도의 영향이 큰 만큼 우리나라의 합계출산율 제고를 위한 정책에서 여성의 신체적, 정신적 건강을 증진하기 위한 지원과 더불어 건강한 가족관계유지를 위한 정책적 노력도 필요하다는 것으로 보여준다.

마지막으로 가구의 교육비 지출은 둘째 자녀와 셋째 자녀 출산과 긍정적인 관계가 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 인과 관계 해석에서 주의가 필요하다. 즉, 높은 교육비 지출이 자녀 출산을 촉진했다기보다는 자녀 출산 후 교육비가 증가하였고, 자녀수가 증가할수록 교육비 비율이 증가하고 있음을 보여주는 것으로 해석하는 것이 적합할 것이다. 많은 연구들에서 자녀의 양육 및 교육비 부담은 출산에 부정적인 영향을 미친다고 지적된다. 이러한 점을 고려할 때 자녀가 있는 가구의 교육비 지출 부담 완화를 위한 공교육 체계를 강화하고 사교육 의존도를 낮추기 위한 정책적 노력이 계속되어야 할 것이다.

전체적으로 볼 때 첫째 자녀 출산은 기혼여성과 가구의 경제적 특성이 강력한 영향을 미치는 반면, 셋째 자녀 이상 출산에는 배우자의 특성과 가구의 경제적 수준의 영향이 더 크게 작용한다고 볼 수 있다. 다만 셋째 자녀 이상 출산에 대한 각 변인의 영향 방향은 일부 변수에서 첫째 자녀나 둘째 자녀 출산과 다른 것이 발견되므로 세 자녀 이상의 출산과 관련하여서는 첫 자녀나 둘째 자녀 출산과는 다른 영향 요인이 있을 것으로 생각되며, 이에 대해서는 좀 더 신중한 해석과 검토가 필요할 것이다.

OECD 국가들의 아동 돌봄의 공공성 수준의 높은 국가들이 저출산 위험이 낮고, 여성고용 수준이 높은 것으로 보고된다(류연규, 2013). OECD 26개국 중에서 우리나라는 합계출산율과 가족지원지출(현금급여, 서비스, 세제혜택) 수준이 가장 낮은 국가에 해당하였다. OECD 국가들에서 여성의 경제활동참가율이 높을수록 출산율은 높은 특징을 보이는데, 우리나라는 스위스와 함께 여성의 경제활동 참가율에 비해 출산율이 낮은 국가에 해당하였다(Bradshaw and Attar-Schwartz, 2011). 이는 우리나라의 출산, 보육, 교육 등 아동과 가족의 지원은 낮은 수준이고, 낮은 복지지출의 문제를 극복하지 않는 한 출산율의 획기적인 증가를 기대하기는 어렵다 할 수 있다. 그리고 최근 0~5세 보편 보육에 대한 정부와 지자체의 보육지출 부담 토로는 그동안 저출산, 고령화 문제 해결이 우리 사회의 중요한 과제라는 주장과도 전면 배치되는 주장이다. 따라서 우리나라 저출산의 문제를 극복하기 위해서는 합계출산율의 증가가 필수적이고, 이를 위해서는 출산, 보육, 교육 등에서 보편적인 가족지원의 확대와 노동시장에서 일가정 양립지원 강화가 우선되어야 할 것이다. 아울러 심각한 경제적 양극화를 감소시킬 수 있는 소득재분배 정책에 대한 적극적인 관심과 강화가 필요할 것이다.

6)세 자녀 이상의 다자녀 출산은 부부의 가족 가치관에 따라 달라질 수 있지만 비의도적, 무계획적적인 출산이 가능성을 배제할 수 없다(염주희 외, 2013; 임춘희, 2011). 또한 본 연구의 Model 7,8,9에서 통계적으로 유의한 수준은 아니지만 가족관계 만족도가 낮을수록 셋째 자녀 이상을 더 출산하는 결과는 다자녀 출산은 가족관계 개선을 위한 노력의 일환으로 이루어질 가능성 또한 생각해볼 수 있다. 한국의 문화적 특성상 남아선호사상이 특정 소득 계층, 특히 저소득계층에게 더 작용할 가능성이 고려해볼 수 있지만 본 연구의 결과로는 이를 확인하기는 어렵다. 다만, 우리나라 연도별 출생순위별 남아비율에 볼 때 셋째 자녀 이상 출산에서 남아선호사상이 크게 작용한다고 보기는 어려워 보인다(통계청, 2014). 1995년 첫째아 51.73%, 둘째아 52,76, 셋째아 이상 64.30%, 2000년 첫째아 51.52%, 둘째아 51.79%, 셋째아 이상 59.04%, 2005년 첫째아 51.18%, 둘째아 51.57%, 셋째아 이상 56.23%, 2010년 첫째아 51.55%, 둘째아 51.41%, 셋째아 이상 52.58%, 2013년 첫째아 51.31%, 둘째아 51.09%, 셋째아 이상 51.92%로 나타난다.  7)우리나라 평균 초혼연령은 1990년 남자 27.79세, 여자 24.78세, 1995년 남자 28.36세, 여자 25.32세, 2000년 남자 29.28세, 여자 26.49세, 2005년 남자 30.87세, 여자 27.72세, 2010년 남자 31.84세, 여자 28.91세, 2013년 남자 32.21세, 여자 29.59세로 점차적으로 증가하는 추세를 보인다(통계청, 2014).  8)여성의 첫 자녀 출산연령은 2000년 27.68세, 2005년 29.08세, 2010년 30.10세, 2012년 30.50세이며, 둘째 자녀 출산연령은 2000년 29.68세, 2005년 31.03세, 2010년 32.01세, 2012년 32.40세, 셋째 자녀 출산 연령은 2000년 29.67세, 2005년 33.52세, 2010년 34.25세, 2012년 34.17세이다(통계청, 2014).