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<노동경제학회 하계대회 발표>

여성 경력 단절의 원인 분석

김정호(아주대학교)

초록

본 연구는 국내 노동시장의 여성 경력단절 현황과 원인을 검토하고, 정책적 대응 방안을 모색하였다. 결혼, 임신 및 출산, 육아의 문제로 직장을 그만 둔 여성 비취업자를 경력단절자로 정의하면, 2013년도 25-44세 기혼 여성 10명 중 3명이 경력단절자이고, 기혼 여성 비취업자 10명 중 6명이 경력단절자로 분류된다. 이러한 경력 단절의 직접적인 원인은 영유아 양육에 따르는 비용이고, 이러한 비용을 유발시키는 요소로는 성별 역할에 대한 사회적 인식과 장시간 근로 등 노동시장 관행, 정규직과 비정규직 사이의 낮은 이동성, 미성숙한 보육 시장 등이 있다. 자녀 양육 비용을 낮추는 방안으로 보육료 지원과 육아휴직 지원 정책의 효과를 분석한 결과, 육아휴직 지원 정책이 보육료 지원보다 더 효과적이었음을 발견하였다. 2009년부터 2011년까지의 기간 동안 시군구 패널 자료를 이용하여 추정한 결과, 분석 기간 중 육아휴직 지원 확대로 인해 가임기 여성 고용률이 0.9%p 상승한 것으로 해석할 수 있다. 한편, 동 기간 동안 육아휴직지원이 출산율에는 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타나, 현재 노동자의 일과 가정 생활의 양립을 뒷받침하는 사회적 환경이 조성되지는 않은 것으로 해석할 수 있다. 정책 방안으로 육아휴직 확대를 위해 부의 휴직 할당제 도입을 고려할 필요가 있고, 중소기업에서 육아휴직을 자유롭게 사용할 수 있도록 지원할 필요가 있는 것으로 사료된다. 보육료 지원 사업이 여성 고용을 증진시키는 데에 뚜렷한 효과가 없는 것으로 나타났으나, 이는 보육 지원 자체의 효과가 없기 때문이라기보다는 지원 방식이 제한적이기 때문인 것으로 판단된다. 따라서 시설 보육이라는 한 가지 방식만이 아니라 여러 양육 방식을 포괄적으로 지원한다면 여성 고용에 대한 효과성을 제고할 수 있을 것으로 보인다.

주제어: 여성 경력단절, 보육료 지원, 육아휴직, 여성 고용, 출산율.

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I. 서론

우리나라는 1960년대 이후 지속적인 경제성장을 이루었으나, 1998년 외환위기 이후 성장세가 둔화되고 있다. 실질국내총생산의 연평균 성장률이 1971년부터 1997년까지의 기간 동안에는 8.9%였으나, 1998년부터 2013년까지의 기간 동안은 4.0%를 기록하였다. 실제로 최근 연구는 2000년대 이후의 우리나라 잠재GDP성장률을 4.7%~5.0%로 추정하고 있다(박양수, 문소상 2005; 곽노선 2007).1) 또한 현재 진행 중인 인구구조의 급속한 고령화 현상은 저축율 및 자본스톡 증가율을 낮추는 방향으로 작용하여 잠재성장률에 부정적인 영향을 미칠 것으로 예측되고 있다(문형표 외, 2004). 이러한 상황에서 경제성장을 제고하기 위한 전략으로 여성의 경제활동 유도가 중요하게 거론되고 있다. 류덕현(2008)은 성장회계 모형을 이용하여 25～54세 여성의 고용률이 2025년 이후 70.4%로 상승하는 경우에 비해 74.5%로 상승하는 경우 2050년까지 1인당 GDP의 연평균 성장률이 0.04%p 더 높아질 것으로 추정하였다.2) Steinberg and Nakane(2012)는 일본의 여성 경제활동참가율이 G7(이탈리아와 일본 제외) 국가 수준에 이르는 경우 1인당 GDP의 기본 전망치 4% 높이고, 잠재GDP 성장률을 0.2%p 높이는 효과를 초래할 것으로 추정하였다.3) 한편, Appelbaum, Boushey, Schmitt(2014)는 미국에서 1979년부터 2009년까지의 기간 동안 여성의 연간 노동시간이 32.6% 증가하였고, 이러한 여성 노동공급의 확대로 인한 경제적 효과는 GDP의 10.6%로 2012년 화폐가치로 약 1조 7천억달러에 달하는 것으로 추산하였다. 실제로 우리나라의 여성 노동 시장참여율은 선진국에 비해 낮은 수준으로 정책적 개입의 여지가 큰 것으로 사료된다. [그림1]에서 확인할 수 있듯이 2013년 15-64세 인구 중 여성의 경제활동참가율은 53.9%로 약 60~80%의 수준을 보이는 대부분 OECD 국가와의 차이가 크다. 또한 우리나라 합계출산율은 2013년에 가임기 여성의 1명당 1.19명으로 1.4~2.0명 수준을 기록한 선진국과 상당한 차이를 보이고 있다. [그림1]에서 보는 바와 같이 현재 OECD 국가별로 여성 경제활동참가율과 합계출산율은 양의 상관관계를 보이고 있어, 여성의 고용을 확대하기 위해서는 육아 등 가정생활에 대한 지원도 고려해야 할 것으로 보인다. 또한 국내 여성의 고용과 출산율 수준은 시도별도 상당한 차이를 보이고 있다. [그림2]에 따르면, OECD 국가별 사례와 마찬가지로 시도별 여성 경제활동참가율과 합계출산율 사이에 양의 상관관계가 관찰된다는 사실은 여성의 노동시장 활동과 육아활동을 지원하는 환경이 1) 박양수, 문소상(2005)은 2001-2004년 기간 동안의 잠재GDP 성장률을 4.7~5.0%로 추정하였고, 곽노선

(2007)은 2005-2015년 기간 동안 잠재성장률이 4.7% 수준에 이를 것으로 전망하였다. 2) 류덕현(2008)의 기본 전망에서는 25~54세 여성고용률이 2004년의 58.0% 수준에서 2025년에는 70.4%로

지속적으로 상승한 이후 2050년까지 같은 수준을 유지하는 것으로 가정하였다.3) Steinberg and Nakane(2012)는 일본의 여성 경제활동참가율이 2010년의 63% 수준에서 2030년에는 70%로

증가한다고 가정하였다.

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상호 보완적임을 암시한다고 할 수 있다. 우리나라 여성 노동시장에서 발견되는 또 하나의 특징은 출산과 자녀양육기의 노동시장 이탈 비율이 높다는 점이다. 여성의 연령별 경제활동참가율의 분포는 20대 후반과 30대를 중심으로 M자형 곡선을 나타내고, 최근 생년 코호트일수록 노동시장 참여율이 급감하는 연령대가 늦춰지고 있다. 최근 정부는 여성의 경제활동을 유도하기 위해 ‘고용률 70% 로드맵(2013. 6. 4. 관계부처)’, ‘일하는 여성의 생애주기별 경력유지 지원 방안(2014. 2. 4. 관계부처)’ 등 다양한 정책 방안을 제시하였다. 그러나 여러 정책 방안의 우선 순위에 대한 논의는 부족한 실정이며, 이를 위해서는 개별 정책 방안의 효과성에 대한 실증적 연구가 보다 축적될 필요가 있다. 본 연구에서는 우리나라 여성 고용 현황에 비추어 경제활동참가율과 출산율 관계의 특징을 살펴보고, 여성 경력단절의 주요요인을 분석하여 여성고용 증진을 위한 정책 제언을 제시하고자 한다. 구체적으로 최근 확대되어온 보육지원 및 육아휴직지원 정책이 여성 노동공급에 미친 영향을 추정한다. 본 논문은 구성은 다음과 같다. 다음 장에서 국내 여성 고용 현황을 살펴보고, 제3장에서는 여성 경력 단절의 원인을 이론적으로 검토하고 선행연구를 소개한다. 제4장에서는 보육지원정책과 육아휴직지원정책이 여성 고용과 출산율에 미치는 영향을 추정하며, 제5장에서는 결론과 정책 제언을 제시한다.

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[그림 1] OECD 국가별 여성경제활동참가율과 합계출산율(2011년)

자료: OECD Statistics.

[그림 2] 시도별 여성경제활동참가율과 합계출산율(2012년)

서울

부산

대구

인천

광주

대전

울산

경기

강원

충북

충남

전북

전남경북

경남

제주

4550

5560

여성

경제

활동

참가

율(%

)

1 1.2 1.4 1.6합계출산율(명)

자료: 경제활동인구조사, 인구동향조사.

AUAT

BE

CA

CZ

DK

ETFI

FR

DE

GRHU

IC

IE

IT

JP

KR

LU

NLNZ

NO

PL

PT

SK

SVES

SECH

GB

US

5060

7080

Fem

ale

Labo

r For

ce P

artic

ipat

ion(

%)

1.2 1.4 1.6 1.8 2Total Fertility Rate

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II. 여성 고용 현황

본 장에서는 지역별 고용조사와 인구주택 총조사 자료를 이용하여 여성 고용 현황을 살펴보기로 한다. 2013년도 상반기 지역별 고용조사는 전국 약 19만9천 표본가구 내에 상주하는 만 15세 이상 가구원을 대상으로 면접조사와 인터넷조사를 통해 인적사항 및 경제활동 관련 사항을 수집하였다.4) 이 자료를 이용하여 산출한 우리나라 생산가능인구의 연령별 고용률은 [그림3]과 같다. [그림 3]의 패널 (1)에 의하면, 남성은 30대와 40대에 걸쳐 90% 전후의 고용률을 유지하다가 50대에 들어서 노동시장으로부터 이탈하기 시작하고, 50대 후반 이후 이러한 이탈 경향이 가속화되어 64세에는 고용률이 67%로 감소한다. 이에 반해, 여성의 고용률은 20대 후반 70% 수준에 도달한 이후 급격하게 감소하여 30대 중반에는 53% 수준에 머물고, 이후 반등하여 40대 후반에 약 68% 수준에 이른 후 다시 감소하여 64세에는 41%를 기록한다. 흥미롭게도 19세부터 26세까지의 연령대에서는 여성의 고용률이 남성 고용률보다 더 높은 것으로 나타나는데, 이는 군대 복무와 보다 긴 취업 준비 기간 등으로 남성의 노동시장 진입이 여성에 비해 늦어지는 경향을 반영하는 것으로 해석할 수 있다. 여성의 고용률이 출산 양육기에 걸쳐 감소하였다가 다시 상승하는 현상을 M자형 곡선이라고도 일컫는데, 이러한 양상은 우리나라 여성 노동시장의 가장 두드러진 특징 중의 하나로 주요 선진국 중에서는 일본에서만 관찰되고 있다. 연령별 고용률 변화는 학력 그룹에 따라서 차이를 나타낸다. [그림 3]의 패널 (2)과 (3)를 비교하면, 남성의 경우 고졸과 대졸 이상의 학력을 가진 인구의 고용률은 생애주기에 따라 대체로 비슷한 양상을 보이나, 학력이 대졸 이상인 그룹이 고졸 그룹에 비해 20대에는 노동시장 진입이 조금 늦고, 30대와 40대에는 고용률이 약간 더 높으며 50대 이후 노동시장 이탈이 조금 더 늦게 이루어지되, 보다 급격하게 이루어지는 경향이 있다. 여성의 경우 두 학력 그룹이 모두 M자형 곡선을 보이나, 고졸 여성의 고용률은 20대와 40대에 걸쳐서 증가세를 보이는 반면, 대졸 여성의 고용률은 감소세를 보인다. 즉, [그림 3]의 패널 (2)에 의하면, 고졸 여성 그룹의 고용률은 20대 후반에 58% 수준을 기록하고, 30대에 감소하였다가 40대 후반에 69%의 수준에 이르러, 20대 후반의 고용률을 넘어서는 양상을 보인다. 반면, 패널 (3)의 대졸 여성 그룹은 20대 후반에 고졸 여성보다 노동시장에 더 많이 참여하여 고용률이 76% 수준으로 나타났으나, 30대에 감소한 후 다시 상승하여도 40대 후반 고용률이 66% 수준에 머물러, 20대 후반의 고용률을 회복하지 못하는 것으로 관찰되었다. 이러한 양상은 대졸 여성이 고졸 여성보다 가구소득이 더 많음에 따른 소득효과와 대졸 여성의 가계활동 생산성이 고졸 여성보다 더 높을 가능성으로 설명이 가능하다. 그럼

4) 2013년도 상반기 지역별 고용조사 대상 기간은 2013년 4월 14일부터 4월 20일까지 1주간이고, 대상 중 현역군인 및 공익근무요원, 형이 확정된 교도소 수감자, 전투경찰(의무경찰 포함) 제외된다.

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에도 불구하고 경력단절 현상이 고학력 여성에게 더 심각하게 작용할 가능성을 배제할 수 없는 것으로 보인다. [그림 3]의 패널 (4)에 제시되어 있는 여성의 혼인 상태별 고용률은 M자형 곡선이 출산 및 자녀 양육 문제에 기인함을 암시한다. 미혼 여성의 고용률은 20대에 급격히 증가하여 20대 후반에 80%를 넘는 수준을 기록한 후 지속적으로 감소하여 40대 후반에는 70% 이하로 감소한다. 반면, 기혼 여성의 고용률은 20대 중반의 40% 수준에서 지속적으로 증가하여 40대 후반에 70%에 근접한 후 다시 감소한다. 20대와 30대의 연령에 걸쳐 미혼 여성과 기혼 여성의 고용률에 격차가 발생하는 것은 결혼 이후 출산 및 양육의 부담으로 인해 여성 근로자가 노동시장을 이탈함을 의미한다고 볼 수 있다.

[그림 3] 성별 연령별 고용률

자료: 지역별 고용조사(2013년 상반기).

(1) 전국 (2) 고졸

(3) 대졸 이상 (4) 여성 혼인상태별

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비취업자가 전직을 그만둔 사유를 살펴보면 여성과 남성의 연령별 고용률 차이의 원인을 보다 직접적으로 확인할 수 있다. 지역별 고용조사의 만 25-44세 비취업자 중에서 이전에 직장에 근무한 경험이 있는 사람의 비율은 남성과 여성이 각각 69.0%와 87.2%로 여성이 남성보다 더 높은 비율을 나타냈다. <표 1>에 따르면, 이전 직장 경험이 있는 비취업자가 전 직장을 그만둔 이유로 남성은 임신, 출산, 육아 이외의 개인, 가족 관련 이유(43.8%)와 시간, 보수 등 작업여건의 불만족(24.6%)이 가장 중요하게 작용한 것으로 나타났다. 반면 여성의 경우 61.9%의 취업 경험 비취업자가 결혼, 출산, 육아의 문제로 인해 전 직장을 그만두었다고 응답하여, 0.5%만이 동일한 응답을 한 남성의 경우와 극명한 대조를 이룬다. 결혼, 출산, 육아 중에서는 결혼 준비(26.3%), 육아(19.4%), 임신 및 출산(14.2%), 초등학생 자녀의 교육(2.1%)의 순서로 여성의 취업 중단에 영향을 준 것으로 나타나, 결혼부터 출산 이후 5년 정도의 기간 동안에 직장을 이탈하는 비율이 가장 높은 것으로 해석할 수 있다.

<표 1> 비취업자 중 전직 그만둔 이유(만 25-44세)

(단위: %)

자료: 지역별 고용조사(2013년 상반기).

전직을 그만둔 이유전국(N=27,741)

남성 여성

1. 결혼, 출산, 육아 0.5 61.9

1.1. (개인,가족) 결혼 준비 0.3 26.3

1.2. (개인,가족) 임신, 출산 0.0 14.2

1.3. (개인,가족) 자녀의 교육(초등학생) 0.1 2.1

1.4. 육아 0.1 19.4

2. (개인,가족) 기타 개인, 가족 관련 이유 43.8 20.0

3. 가사 0.2 5.4

4. 심신장애 3.4 0.7

5. 작업여건(시간, 보수등) 불만족 24.6 5.1

6. 직장의 휴업, 폐업 5.2 1.4

7. 명예, 조기퇴직, 정리해고 4.0 0.9

8. 임시 또는 계절적 일의 완료 7.7 2.5

9. 일거리가 없어서 또는 사업경영 악화 10.0 1.9

10. 기타 0.7 0.2

계 100.0 100.0

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통계청에서는 결혼, 임신 및 출산, 육아, 자녀교육(초등학생) 때문에 직장을 그만둔 여성 비취업자를 경력단절여성으로 정의한다. 25-44세 기혼여성 중 비취업자의 비율은 46.4%이고, 기혼 여성 중 경력단절자의 비율은 29.2%에 이른다. 또한 동 연령대의 기혼여성 비취업자 중 경력단절자의 비율은 62.8%에 달해, 25-44세 기혼여성 비취업자 10명 중 6명이 출산 및 양육의 문제로 취업을 중단한 것으로 이해할 수 있다. 결국 여성의 노동공급 선택은 자녀양육 선택과 밀접하게 연관되어 있다. 2000년 이후 10년 동안 여성 고용과 출산율의 변화를 추적한 그래프가 [그림 4]에 제시되어 있다. 전국 25-44세 여성의 고용률은 2000년의 45.0%에서 2010년의 60.0%로 급격히 상승하였고, 동 기간 여성 평균 출산 자녀수는 1.49명에서 1.22명으로 역시 급격히 감소하였다. 즉, 2000년대 이후 여성의 사회 참여가 확대됨에 따라 자녀 양육이 늦춰지거나 기피되는 것으로 이해할 수 있다. 수도권 중 경기도 역시 동일한 추세를 보이고, 전국 평균과 비슷한 수준을 유지하는데, 여성 고용률은 전국 평균에 비해 약간 낮은 반면, 출산율은 약간 높은 수준을 보인다. 또한 서울은 경기도에 비해 여성의 고용률이 6.4%p 높으나, 출산 자녀수는 0.32명 더 적어 같은 수도권 내에서도 지역별로 상당히 큰 차이가 존재함을 알 수 있다.

[그림 4] 여성 고용률과 평균 출산 자녀수 (25-44세)

자료: 인구주택총조사.

2000

2005

2010

2000

2005

2010

2000

2005

2010

.45

.5.5

5.6

.65

여성

고용

률 (2

5-44

세)

.8 1 1.2 1.4 1.6여성 인구 평균 출산자녀수 (25-44세)

전국 경기

서울

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III. 경력단절 현상의 원인

1. 이론적 논의

일반적으로 여성의 노동시장 참여 여부는 가구 내 의사결정의 문제로 이해할 수 있다. 남성과 여성으로 이루어진 가구는 일반 재화를 소비하고 자녀와 함께 시간을 보냄으로써 효용을 얻는다고 가정한다. 또한 가구의 생산 활동을 시장 생산과 가계 생산으로 구분할 수 있다. 시장 생산 활동은 노동시장에 참여함으로써 소득을 올리는 활동이고, 가계 생산 활동은 자녀 양육을 의미하는 것으로 상정한다.5) 두 가구 구성원은 시장 생산 활동과 가계 생산 활동의 두 부문에서 각자의 상대적 생산성을 고려하여, 가구의 효용을 극대화하기 위해 시간을 배분하는 것으로 이해할 수 있다. 이러한 가정 하의 정태적(static) 모형에서는 여성이 시장 임금과 자녀 양육 비용 사이의 상충관계에 따라 최적의 노동 시간과 자녀 출산 여부가 결정된다. Willis(1973)은 자녀 서비스의 생산 기술이 소비를 위한 재화 생산 기술보다 시간 집약적이라는 가정 하에서 두 가지 함의를 도출한다. 첫째, 여성의 임금이 상승하면, 여성은 가계 생산 시간을 줄이고, 시장 노동 시간을 늘어날 것으로 기대된다. 둘째, 남편의 소득 또는 비근로소득이 증가하면, 여성은 시장 노동 시장을 줄이고, 가계 생산 시간을 늘릴 것으로 예측할 수 있다. 출산 및 양육 시기에 여성의 경제활동 참여도가 감소하는 현상을 설명하기 위해서는 위의 정태적 모형을 동태적(dynamic) 모형으로 전환하여 생애주기에 걸친 의사결정 관점을 취할 필요가 있다. Moffitt(1984)은 자녀 서비스의 생산 기술이 자녀의 연령이 낮을수록 부모가 더 많은 시간 동안 돌봐야 한다는 특징을 갖는다는 가정 하에서 여성의 최적 생애주기 노동공급은 출산 및 양육시기에 감소하였다가 다시 증가하는 형태를 가질 수 있음을 보였다. 다시 말하면, 경력단절의 원인은 영유아의 양육에 따르는 모의 시간비용이 크기 때문이라고 설명할 수 있다. 그러나 경력단절 현상이 여성의 최적 선택에 의한 것이라고 할지라도 그러한 선택을 유도하는 사회적 환경이 과연 바람직한 것인가의 문제는 여전히 남는다. 실제로 자녀 양육의 부담이 주로 여성에게 부과되는 현상을 관찰할 수 있다. 통계청의 2009년 생활시간조사에 의하면, 맞벌이 가구 주부는 비맞벌이 가구의 주부에 비해 하루에 일을 5시간 4분 더 많이 함에도 불구하고, 가정관리 시간에서의 차이는 1시간 33분밖에 나지 않는다. 비맞벌이 가구의 주부의 가정관리 시간이 4시간 11분임을 감안하면, 맞벌이가구 주부의 가정관리 시간(2시간 38분) 적지 않은 수준임을 알 수 있다. 반면, 맞벌이가구 남편의 가정관리 시간은 24분으로 비맞벌이 가구 남편(19분)보다 5분 많은 수준이다. 이러한 사실은 지금까지의 경제 발전에 함께 여성의 사회 진출이 활발해졌음에도 불구하고, 자녀 양육은 여성의 몫이라는 전통적5) 물론 자녀 양육 이외에도 음식 준비, 청소, 빨래 등 가사일도 주요한 가계 생산 활동이나, 후자는 기술의 발달

로 그 시간 비용이 크게 감소하여 여성의 경제활동 참가 여부의 결정요인으로서 상대적 중요성이 전자보다 작다는 점에서 본 논의는 전자에 초점을 맞추기로 한다.

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인 통념이 여전히 유지되고 있음을 의미하는 것으로 볼 수 있다. 노동시장의 환경도 여성에게 유리하지 않은 것으로 볼 수 있다. 우리나라 근로자 1인당 연간 근로시간은 2011년 기준으로 2,116시간으로 OECD 평균인 1,696시간보다 420시간 더 많은 수준으로 장시간 근로가 만연하다. 또한 탄력적 근로시간제, 선택적 근로시간제, 시간제 근무제, 재택 근무제, 근로시간 계좌제 등 유연 근무제를 활용하는 기업의 비율이 선진국의 1/10 이하에 불과한 것으로 나타났다(대한상공회의소, 2013). 이러한 노동시장의 관행은 여성 노동자가 가정생활과 직장생활을 병행하기 어렵게 만드는 요인이다. 또한 정규직과 비정규직 일자리의 사이의 이동성이 높지 않은 상황은 특히 고학력 여성이 노동시장을 한 번 이탈한 후에 다시 진입하기 어려운 조건을 발생시킨다. 근로 시간 등의 근로 조건이 경직적이고, 보육 시설에 대한 접근도가 낮은 노동시장에서 자녀 양육 부담이 주로 여성에게 지워진다면, 이러한 관례는 여성의 노동 생산성 저하로 이어질 수 있고, 이는 다시 여성의 근로 기회를 낮추는 방향으로 작용하여 경력단절 현상을 고착화시킬 수 있다. 자녀 양육 부담으로 인한 여성의 생산성 저하는 현재의 차별이라기보다는 노동시장 진입 이전에 발생한 차별이라고 할 수 있다. 미래의 경력 단절 가능성은 현재 여성이 인적자본에 대한 투자 및 직종에 대한 선택을 할 때에도 영향을 주기 때문이다(Görlich and De Grip, 2009). 또한 노동시장에서 구직자에 대한 정보가 충분하지 않은 경우 경력단절 현상은 성별에 따른 통계적 차별(statistical discrimination)을 일으키는 요소로 작용할 수 있다. 논의를 요약하면 여성의 경력 단절 현상을 완화하기 위해서는 여성이 취업 시에 감수하는 자녀 양육에 따른 비용을 낮추어야 할 것이다. 그 방법으로는 물질적인 지원을 통해 개인적 비용을 줄이는 방안과 사회적 관습 및 제도를 보다 가족친화적으로 수정하는 방안을 고려할 수 있다. 본 연구의 실증분석에서는 전자의 방안으로 대표적인 정책인 보육료 지원 정책과 육아휴직지원 정책이 여성의 고용을 증진시키는 데에 어느 정도 효과적이었는지를 추정한다.

2. 선행 연구 동향

영유아의 보육료 지원 정책은 부모의 취업 시 직접적인 양육 비용을 줄이는 기능을 함으로써 여성의 실질 임금을 높이는 효과와 가구 소득을 높이는 효과를 창출한다. 전자의 효과는 여성의 노동 시간을 증가시키는 작용을 하는 데에 반해 후자의 효과는 여가에 대한 수요를 증가시켜 여성의 노동 시간을 감소시키는 작용을 할 것으로 기대된다. 따라서 이론적으로 보육료 지원이 여성의 노동 공급에 미치는 효과의 방향은 뚜렷하지 않다. 최근의 실증 연구 역시 일관성 있는 결과를 제시하지는 않는다. 조윤영(2007)은 민간시설을 이용하는 영아를 대상으로 2006년에 도입된 기본보조금의 효과를 추정한 결과, 영아 가구의 민간시설 이용률이 증가하였으나, 영아모의 노동공급에는 뚜

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렷한 영향이 없었다고 주장하였다. 조윤영(2007)은 실증 분석에서 ‘2004년 보육실태조사 가구조사’와 인터넷 설문 방식을 이용하여 수집한 ‘2007년 가구조사’를 활용하였고, 통계 모형으로 기본보조금의 대상이 아닌 유아 가구를 통제집단으로 설정하여 이중차감법과 이중차감법에 민간시설 이용여부를 추가한 삼중차감법을 이용하였다. 그러나 자료가 수집된 두 시점 사이에는 기본보조금이 도입되었을 뿐만 아니라 영아와 유아에 대한 차등보육료의 증가폭이 다르고, 지원 대상 확대 범위도 다르다는 점에서 조윤영(2007)의 추정결과를 기본보조금이라는 보육료 지원의 순수한 효과로서 해석하기 어려울 수 있다. 최성은(2011)은 ‘노동패널 10차년도(2007년)’ 자료를 이용하여 횡단면 분석을 수행한 결과 보육료 지원금액이 클수록 기혼 여성의 노동공급이 감소함을 보인다고 추정하였다. 최성은(2011)은 통계모형으로 3단계 Heckman 선택편의 교정 모형을 활용하였고, 모의 경제활동여부에는 영향을 미치나, 임금에는 영향을 미치지 않는 변수로는 연령별 자녀수, 주관적 건강상태, 가구소득, 본인 취업 시와 미취업 시 보육료 지원금의 차이 등을 설정하였다. 최성은(2011)의 결과는 개별 가구에 대한 보육료 지원금액을 산정하기 위해 가구원수 및 가구소득을 바탕으로 보건복지부의 지원기준을 적용하였으나, 노동패널자료에서 수집된 가구소득과 정부의 지원기준에 의해 수집된 소득과 차이가 발생할 소지가 있다는 점을 유의하여 해석할 필요가 있다. 홍석철외(2012)은 ｢2009년 전국보육실태조사｣를 이용한 분석을 통해 보육료 지원이 여성 노동시장참여를 높이는 효과는 만 0~2세의 가구에서 유의미하게 관측된 반면 만 3~5세 가구에서는 뚜렷한 효과가 없는 것으로 나타났다고 발표하였다. 홍석철외(2012)는 보육료 지원이 아동 연령에 따라 차등적 효과를 초래하는 이유로 만 0~2세의 아동 모는 상대적으로 노동시장 복귀가 용이하기 때문인 것으로 해석할 수 있고, 여성들이 노동시장에 참여하지 않는 가장 큰 이유는 적당한 일자리가 없기 때문인 것으로 조사되었다고 설명하였다. 또한 홍석철외(2012) 보육료 및 유아학비지원 정책의 효과가 소득계층에 따라 달라 상대적으로 사회경제적 수준이 낮은 계층의 노동시장 참여를 높이는 데 뚜렷한 효과가 있는 것으로 추정하였다. 그 외에 우석진(2008)과 김현숙(2008)은 구조적 모형을 이용하여 정부의 보육료 지원 효과를 추정한 결과 노동공급과 출산에 긍정적인 영향을 미친다고 결론을 내렸다. 구조적 모형 추정 방식은 여성의 결혼, 출산 및 노동공급에 관한 의사 결정 과정을 모형화하고, 모수를 추정한 후 정책 효과를 모의 실험하는 방식으로서 정책 효과의 메카니즘을 이해할 수 있다는 장점이 있으나, 실제 정책으로 인해 가계의 예산선이 어떻게 변화하는지에 대한 강한 가정을 필요로 한다는 점에서 단점이 존재한다. 육아휴직지원 제도는 휴직기간과 휴직 중 급여로 구분할 수 있다. 육아휴직 기간의 연장이 여성의 노동시장 참여도에 미치는 단기적인 영향의 추정치는 국가에 따라 다르나, 장기적인 효과는 대부분 거의 없는 것으로 추정되었다.

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캐나다에서는 2000년에 유급 육아휴직이 25주에서 50주로 연장되었다. Hanratty and Trzcinski(2009)는 이러한 정책 변화로 인해 여성의 출산 후 직장 복귀가 늦춰지는 경향이 있으나, 출산 1년 후의 노동공급에는 별다른 영향을 미치지 않은 것으로 추정하였다. 반면 동일한 제도 변화를 분석한 Baker and Milligan(2008)은 이로 인해 여성의 가정 양육 시간은 늘었으나, 휴직 후 출산 전에 근무하던 직장으로의 복귀율이 증가해 여성의 고용 연속성이 향상되었다고 주장하였다. 오스트리아에서는 1990년 유급 육아휴직기간이 1년에서 2년으로 연장되었고, 1996년에는 다시 18개월로 축소되었다. 이러한 정책 변화의 효과를 분석한 Lalive and Zweimüller(2009)는 육아휴직의 연장이 출산 후 3년 이내의 여성의 고용 수준을 낮추나, 그 이후부터 출산 후 10년까지의 기간 동안에는 여성 노동공급에 별다른 영향을 미치지 않는다고 결론을 내렸다. 독일에서는 1979년 이래로 육아휴직기간 및 급여 수준이 수차례의 변경되었다. Schönberg and Ludsteck(2007)는 독일에서 육아휴직기간 연장으로 여성이 직장에 더 늦게 복귀하는 경향이 있음을 발견하였고, 이러한 효과는 2개월에서 6개월로의 연장에서 가장 크고, 18개월에서 36개월로의 연장이 가장 작음을 보였다. 그러나 Schönberg and Ludsteck(2007)은 육아휴직기간의 연장이 장기적으로 여성의 경제활동참가율에는 큰 영향을 미치지 않으나 여성의 임금을 낮추는 효과가 있음을 보여, 여성의 고용 안정에 부분적으로 부정적인 영향을 미친다는 결론을 도출하였다. 개별 근로자 단위가 아닌 국가 단위의 패널 자료를 이용한 연구도 존재한다. Ruhm(1998)은 유럽 9개국을 대상으로 1969년부터 1993년까지의 정책 변화를 분석한 결과 약 3개월간의 짧은 휴직은 고용을 증가시키면서 임금에는 영향을 미치지 않으나, 휴직기간이 길어질수록 고용은 증가하더라도 시간당 임금은 감소하는 것으로 추정하였다. 육아휴직자에게 지급되는 급여의 효과를 분석한 연구로서 김정호(2012)는 우리나라에서 2001년 도입된 육아휴직급여제도의 단계적인 확대를 고찰하였다. 김정호(2012)는 고용보험 자료를 이용하여 분석한 결과 육아휴직급여의 증액이 여성 근로자의 육아휴직 이용률을 증가시키고, 출산 후 노동시장 복귀율을 단기적으로 낮추나, 장기적으로는 이러한 부정적인 효과의 크기가 줄어드는 경향이 있는 것으로 추정하였다. 이상과 같이 선행연구에서는 보육료 지원과 육아휴직지원 정책의 효과를 따로 추정하는 경향을 보인다. 그러나 두 정책은 자녀 양육을 지원한다는 동일한 기능을 수행하므로 서로 대체될 수 있다는 점에서 그 효과를 동일한 기준으로 비교할 필요가 있다. 본 연구는 지역 단위 자료를 이용하여 보육료 지원과 육아휴직지원 정책의 활용도가 여성의 노동공급에 미치는 효과를 동시에 추정한다는 점에서 선행연구과 차별성을 가진다.

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IV. 실증 분석

보육료 지원과 육아휴직 지원 정책의 효과를 분석하기에 앞서 두 정책의 내용을 살펴보기로 한다. 보육료 지원과 육아휴직 지원 정책은 모두 자녀 양육의 비용을 낮추는 기능을 수행하나 그 내용에는 차이가 있다. 보육료 지원은 소득 기준을 만족하는 가구에서 아동이 어린이집이나 유치원을 이용하는 경우의 비용을 지원하는 정책으로 그 금전적인 혜택이 비교적 정확하게 산출되나, 육아휴직 제도는 임금근로자가 출산 후 최대 허용 기간인 1년 이내의 기간 동안 직접 자녀를 보고, 다시 직장에 복귀할 수 있는 권리를 보장하는 제도로서 그 실질적인 혜택의 규모는 개인의 임금에 따라 달라진다. 보육료 지원 대상은 만0세부터 만5세 아동까지인 반면, 최장 기간이 1년인 육아휴직은 근로자들이 대체로 자녀의 출산 직후에 이용하는 경향이 있으므로, 영아(만0~2세아)에 대한 두 정책의 지원 규모를 비교한다. 본 분석의 대상 시기인 2009년부터 2011년까지의 영아에 대한 보육료 지원과 육아휴직 지원 금액은 <표 2>와 같다. 자녀를 보육시설에 보냈을 때 정부로 지원받는 보육료 지원 단가는 2009년 기준으로 만 0세아는 월 38만 3천원, 만 1세아는 월 33만 7천원, 만 2세아는 월 27만 8천원으로 연령이 증가함에 따라 감소한다. 보육료 지원 단가는 물가상승률 등을 감안하여 매년 조정되었다. 반면, 2009년 육아휴직 이용 근로자는 휴직 중 월 50만원의 급여를 고용보험을 통해 받고, 해당 고용주는 육아휴직자에 대해 월 20만원의 장려금과 월 20만원의 대체인력채용 장려금을 받는다. 육아휴직 이용 근로자에 대한 급여는 2011년 이후 월 소득의 40%(상한 100만원, 하한 50만원)로 증액되었다.

<표 2> 보육료 지원과 육아휴직 지원 규모

(단위: 천원/월)

주: 1) 2008년 이후 출생아에 대해서만 적용됨. 2) 우선지원대상기업은 30만원임.

자료: 보건복지부, 고용노동부.

육아휴직은 원칙적으로 무급 휴직으로 모든 근로자에게 그 권리가 부여되고, 휴직 중 급여와 장려금은 고용보험 가입자에게 지급된다. 반면, 보육료 지원은 재정사업으로 2012년까지는 가구 소득에 차등적으로 지원되었다. <표 3>에 제시되어 있듯

연도

보육료 지원 단가 육아휴직 지원 금액

0세 1세 2세 대상 아동 근로자 급여 고용주 장려금

고용주 대체인력채용 장려금

2009 383 337 278 만 3세 미만 500 200 200(300)2)

2010 383 337 278 만 3세 미만 500 200 200(300)2)

2011 394 347 286 만 6세 미만1) 월급여의 40% (상 1,000, 하 500) 200 200(300)2)

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이, 2009년도와 2010년도에는 영유아 가구 중 소득 하위 50% 이하, 60% 이하, 70% 이하 계층은 각각 보육료 지원 단가의 100%, 60%, 30%를 지원받았고, 2011년도에는 소득 하위 70% 계층이 모두 보육료 지원 단가의 100%를 지원받았다.

<표 3> 보육료 지원와 육아휴직 지원 대상

주: 보육료 지원 대상 기준은 만3~4세 아동에 대해서도 동일함.

자료: 보건복지부, 고용노동부.

보육료 지원과 육아휴직 지원의 금전적인 규모를 직접적으로 비교하기 어려운 관계로 보육시설 및 육아휴직 활용도 측면에서 두 정책의 규모를 측정한다. 구체적으로 홍석철외(2012)에서와 같이 ‘보육료혜택지수’와 '육아휴직혜택지수'를 구축한다. 보육료혜택지수를 산정하기 위해 만약 한 아동이 보육료 지원 단가 대비 100%의 보육료지원을 받는다면 1의 값을, 보육료 지원 단가 대비 60%의 지원을 받는다면 0.6의 값을 부여하며, 해당 아동이 보육료지원을 받지 않는다면 0의 값을 부여한다. 어느 t연도에 시군구 j의 연령 a의 보육료 전액 지원자 기준 수혜 아동의 총 수()는 보육료지원계층(k)별 보육료지원 단가 대비 지원율(Bk)을 고려하여 다음과 같이 나타낼 수 있다.

×

연도별 지역별 연령별 전액 지원자 기준 수혜 아동수()를 해당 연도, 지역, 연령의 인구수(Pajt)로 나누면 각 연도 시군구에서 해당 연령별 전체 아동 중 보육료지원 혜택를 받는 아동의 비율인 보육료 혜택 지수(CI: childcare subsidy index)가 산정된다.

연도　

보육료 지원(만0~2세) 육아휴직 지원

가구 계층 구분 기준 보육료지원 단가 대비 지원비율 (%)

1년간의 무급 휴직

권리

육아휴직 급여

2009영유아가구 소득하위 50% 100

모든 임금근로자

임금근로자 중 고용

보험 피보험자

영유아가구 소득하위 60% 60영유아가구 소득하위 70% 30

2010영유아가구 소득하위 50% 100영유아가구 소득하위 60% 60영유아가구 소득하위 70% 30

2011 영유아가구 소득하위 70% 100

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보육료 혜택 지수는 2009년부터 2011년까지 각 연도 9월 말 시점의 어린이집 재원 아동의 보육료 지원 자격 정보를 이용하여 구축하였다(홍석철외 2012). 연도별 시군구별 만0~2세 아동수는 주민등록인구자료를 이용하여 추정하였다. 즉, 주민등록인구의 만0~4세 인구수에 2010년 인구주택총조사에서 산출한 만0~4세아 대비 만0~2세 아동수의 비율을 곱하여 산정하였다.6) 육아휴직 혜택 지수도 마찬가지 방식으로 산정되었다. 2009년부터 2011년까지 각 연도 9월을 기준으로 여성 근로자가 30일 중 육아휴직을 이용한 일수의 비율을 개인의 육아휴직 이용도 지표로 부여한다. 그러면 t연도에 시군구 j의 연령 a이고, 육아휴직을 100% 이용한 근로자의 자녀수()는 육아휴직 이용일수(d)별 기준 기간 중 육아휴직 기간 비율(Bd)을 고려하여 다음과 같이 나타낼 수 있다.

×

그러면 각 연도 시군구에서 해당 연령별 전체 아동 중 육아휴직 혜택을 받는 아동의 비율인 육아휴직 혜택 지수(LI: parental leave benefit index)는 연도별 지역별 연령별 전 기간 육아휴직 이용자 기준 수혜 아동수()를 해당 연도, 지역, 연령의 인구수(Pajt)로 나누어 산출한다.

육아휴직 혜택 지수는 고용보험 원자료를 이용하여 구축하였다. 고용보험 자료는 고용보험의 내용 중 하나인 육아휴직 급여가 지급된 사례를 기록하므로, 육아휴직 혜택 지수는 육아휴직 급여의 혜택을 의미하는 것으로 해석할 수도 있다. 육아휴직의 주요 수혜자는 만0~2세의 영아라고 볼 수 있으므로, 영아에 대한 보육료 혜택 지수와 육아휴직 혜택 지수를 정책 변수로 설정한다. 분석 기간 중 두 정책 변수의 변화와 가임기 여성의 고용률 변화의 지역별 분포는 [그림 5]과 같다. [그림 5]의 패널 (1)에 의하면, 모든 시군구에서 보육료 지원이 확대되었으나, 그 정도에 있어서는 상당한 차이가 존재한다. 또한 보육료 혜택 지수의 변화와 여성 고용률의 변화는 양의 상관관계를 보이고 있어, 상대적으로 보육료 지원을 받은 아동이 많이 증가한 지역 중에서는 여성 고용이 더 확대된 것으6) 2010년도 시군구별 0~2세 아동수는 통계청에서 제공하는 인구주택총조사 통계표를 이용하여 산정할 수 있으

나, 2009년도와 2011년도에 대해서는 동일한 자료가 존재하지 않아, 일관성 유지를 위해 주민등록인구자료를 이용하였다.

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로 이해할 수 있다. 패널 (2)에서 제시된 바와 같이, 육아휴직의 수혜자 아동 비율 역시 모든 지역에서 증가하였으나, 그 증가폭은 지역별로 큰 차이를 나타낸다. 그러나 육아휴직 혜택 지수의 증가폭은 보육료혜택 지수의 증가폭에 비해 크게 낮음을 알 수 있다. 육아휴직 혜택 지수의 변화분과 가임기 여성 고용률의 변화분 사이에서도 양의 상관 관계가 관찰된다.

[그림 5] 시군구별 정책변화와 여성 고용률 변화(2009-2011)

주: 관측치수는 특별시, 광역시를 제외한 156개 시군구임.

자료: 지역별 고용조사, 인구주택총조사.

다음으로 합계출산율과 정책 변수의 변화분 사이의 관계가 [그림 6]에 제시되어 있다. 패널 (1)에 의하면, 보육료혜택 지수의 증가분과 합계출산율의 증가분 사이에는 양의 상관관계가 관찰되나, 그 정도는 여성 고용률의 경우보다는 약한 것으로 나타났다. 한편, 패널 (2)에서는 육아휴직혜택 지수의 증가분과 합계출산율 증가분 사이에 음의 상관관계가 있는 것으로 나타나, 육아휴직 지원이 출산율에는 부정적인 영향을 미칠 가능성을 암시한다.

(1) 보육료 지원

-.10

.1.2

여성

고용

률 변

화분

(15-

49세

)

0 .05 .1 .15 .2보육료혜택 지수 변화분

(2) 육아휴직 지원

-.10

.1.2

여성

고용

률 변

화분

(15-

49세

)

-.01 0 .01 .02육아휴직혜택 지수 변화분

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[그림 6] 시군구별 정책변화와 합계 출산율 변화(2009-2011)

주: 관측치수는 특별시, 광역시를 제외한 156개 시군구임.

자료: 지역별 고용조사, 인구주택총조사.

다음으로 여성 고용과 보육료 및 육아휴직 지원 정책의 관계를 통계적으로 추정하기 위해 아래와 같은 시군구 단위의 회귀 분석 모형을 상정한다.

′

종속변수, 는 시군구 j 연도 t의 가임기(만15~49세) 여성의 고용률을 나타내고, 주요 설명변수는 해당 연도 및 시군구의 보육료혜택지수()와 육아휴직혜택지수()이다. 관찰되지 않는 요소 중 와 는 각각 시간에 따라 변하지 않는 지역적 특성과 연도별 거시경제적인 영향을 가리키며, 는 오차항을 나타낸다. 지역에 따라 노동시장에 영향을 주는 관찰되니 않는 특성을 통제하기 위해 시군구 고정효과를 제거하고, 연도별로 거시 경제적 영향을 통제하기 위해 연도별 더미를 설명변수로 추가한다. 또한 관찰되지 않는 광역지방자치단체별 연도별 특성을 통제하기 위해 시도-연도별 더미를 설명변수에 포함한다. 보육료 혜택 지수와 육아휴직 혜택 지수는 모두 보육시설 이용률과 육아휴직 이용률과 상관관계가 있다는 점에서 여성 고용률에 대해 내생성을 가질 수 있다. 개인 차원에서는 여성이 노동시장에 참여하기 위해 보육시설이나 육아휴직을 이용하는 경향이 있기 때문이다. 그러나 보육료 혜택 지수는 보육시설 이용 아동 비율과는 달리 보육료 전액 지원 기준의 아동수로서 정부 지원의 규모를 측정한다. 또한 보육료 지원을 받기 위해서는 보육시설을 이용해야 하나, 보육시설 이용 여부와 노동시장 참여 여부의 상관관계가 시군구별로 일정하게 유지된다면, 이러한 상관관계는 지역별 고정효과로 통제가 될 수 있다. 물론 이러한 가정이 유지되지 않을 가능성

(1) 보육료 지원

-.20

.2.4

.6.8

합계

출산

율 변

화분

(15-

49세

)

0 .05 .1 .15 .2보육료혜택 지수 변화분

(2) 육아휴직 지원

-.20

.2.4

.6.8

합계

출산

율 변

화분

(15-

49세

)

-.01 0 .01 .02육아휴직혜택 지수 변화분

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은 존재한다. 육아휴직 혜택 지수의 경우 같은 논리를 적용할 수 있다. 여성 고용의 결정요인 모형과 동일한 방식으로 출산율의 결정 모형을 고려하고, 종속변수는 합계출산율과 연령별 출산율을 채용한다. 최종 표본은 광역시를 제외한 전국의 156개 시군구를 포함하고, 각 지역별로 2009년부터 2011년까지 3개 년도에 대한 관측치로 구성되어 있다. 최종 표본의 요약 통계량은 <표 4>과 같다. 가임기 여성의 고용률의 평균은 52.6%이고, 15-24세, 25-34세, 35-44세 여성의 고용률은 각각 21.5%, 54.1%, 63.4%로 연령에 따라 증가하는 양상을 보인다. 합계 출산율은 1.472명으로 2011년도 전국 평균인 1.244명보다 약간 높은 수준을 보인다. 연령별 출산율은 15-19세 0.015명, 20-24세 0.139명, 25-29세 0.507명, 30-34세 0.607명, 35-39세 0.180명, 40-44세 0.027명, 45-49세 0.001명으로, 20대 후반과 30대 초반의 출산율이 가장 높은 양상을 나타낸다. 보육료 혜택 지수와 육아휴직 혜택 지수의 평균은 각각 19.9%와 1.5%로 보육료 혜택 지수가 육아휴직 혜택 지수의 13배 이상의 수준을 기록하였다.

<표 4> 요약 통계량(N=468)

주: 표본은 광역시를 제외한 156개 시군구별 3개년 간 관측치로 구성됨. 연령별 출산율은

합계출산율과 마찬가지로 여성 1명당 출생아수의 단위로 환산됨.

자료: 지역별 고용조사, 인구주택총조사

　 평균 표준편차 최소값 최대값

15-49세 여성 고용률 0.526 0.070 0.333 0.716

15-24세 여성 고용률 0.215 0.071 0.000 0.531

25-34세 여성 고용률 0.541 0.085 0.270 0.802

35-44세 여성 고용률 0.634 0.100 0.391 0.868

합계출산율(명) 1.472 0.251 0.000 2.470

15-19세 출산율(명) 0.015 0.009 0.000 0.065

20-24세 출산율(명) 0.139 0.050 0.000 0.301

25-29세 출산율(명) 0.507 0.123 0.000 0.937

30-34세 출산율(명) 0.607 0.098 0.000 0.972

35-39세 출산율(명) 0.180 0.040 0.000 0.325

40-44세 출산율(명) 0.027 0.010 0.000 0.071

45-49세 출산율(명) 0.001 0.002 0.000 0.012

보육료 지원 혜택지수 0.199 0.076 0.043 0.448

육아휴직 지원 혜택지수 0.015 0.009 0.000 0.049

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회귀분석 모형의 추정결과는 <표 5>에 제시되어 있다. 광역시를 제외한 전국 시군구 표본을 이용한 <표 5>의 제1열은 OLS 모형의 추정 결과로서, 보육료 지원과 육아휴직 지원을 많이 받는 지역의 여성 고용률이 낮은 경향이 있음을 보여준다. 그러나 시군구 고정효과가 제거된 제2열에 의하면, 보육료 혜택 지수와 육아휴직 혜택 지수가 모두 가임기 여성 고용률에 양의 효과를 미치는 것으로 추정되었고, 육아휴직 혜택 지수에 있어서만 그 추정치가 통계적으로 정확하게 추정되었다. 추정 계수를 살펴보면, 보육료 혜택 지수가 0에서 1로 증가할 때 여성 고용률이 10.5%p 상승하고, 육아휴직 혜택 지수의 경우 동일한 변화로 인해 여성 고용률이 115.6%p 상승하는 것으로 나타났다. 물론 후자의 경우에만 10%의 유의수준에서 통계적으로 유의미한 해석이 가능하다. 육아휴직 혜택지수의 효과가 비현실적으로 큰 것으로 추정되었으나, 이는 평균에서의 한계효과로서 이해할 필요가 있다. 또한 OLS 모형과 고정효과 모형의 결과를 비교하면, 취업할 가능성이 낮은 여성이 보육료 지원과 육아휴직 지원을 더 많이 이용하고 이러한 경향은 육아휴직에 있어서 더 큰 것으로 해석할 수 있다. <표 5>의 제3열부터 제5열까지는 10세 단위로 구분된 연령별 여성 고용률을 종속변수로 한 분석 결과를 나타낸다. 추정 계수의 크기를 비교하면, 보육료 지원은 다른 연령대에 비해 15-24세 여성의 고용률에 더 큰 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있으나, 여전히 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 육아휴직 혜택 지수의 경우 15-24세, 25-34세 여성의 경우에는 뚜렷한 효과가 관찰되지 않았으나, 35-44세 여성의 경우 뚜렷한 효과가 추정되었고, 그 크기가 가임기 여성 전체의 경우보다 더 큰 것으로 나타났다. 따라서 육아휴직지원은 직장 경력이 더 긴 여성의 고용 안정에 기여하는 것으로 해석할 수 있다.

<표 5> 보육료 지원과 육아휴지 지원이 여성 고용률에 미친 효과

주: 전국 표본은 광역시를 제외한 156개 시군구를 포함함. 모든 모형에서 시도 더미와 연도 더미의 교

차항이 통제됨. 제2열부터 제5열까지의 모형에서 시군구 고정효과가 제거됨. 괄호 안은 robust

standard error를 나타냄. * p<0.10; ** p<0.05; *** p<0.01.

　(1)OLS

(2)FE

(3)FE

(4)FE

(5)FE

　15-49세(가임기 전체)

15-49세(가임기 전체)

15-24세 25-34세 35-44세

보육료혜택지수-0.1608 0.1054 0.1609 0.0592 0.0786

(0.0490)** (0.0983) (0.1546) (0.1749) (0.1335)

육아휴직혜택지수-3.7356 1.1464 0.2846 1.4573 1.8147

(0.3912)** (0.5573)* (1.0654) (1.0202) (0.8142)*

R2 0.30 0.13 0.12 0.13 0.07

N 468 468 468 468 468

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다음으로 출산율에 대한 두 정책효과가 <표 6>에 정리되어 있다. OLS 모형의 추정 결과를 제시하는 제1열에 의하면, 보육료 지원과 육아휴직 지원을 많이 받는 지역의 출산율이 낮은 것으로 나타났다. 그러나 시군구 고정효과가 통제된 제2열에 의하면, 보육료지원은 출산율을 높이는 반면, 육아휴직지원은 출산율을 낮추는 방향으로 작용하는 것으로 나타났고, 두 추정치 모두 통계적으로 부정확하게 추정되었다. 추청치의 크기를 살펴보면, 보육료혜택 지수가 0에서 1로 증가하는 경우 가임기 여성의 합계출산율이 0.05명 증가하나, 육아휴직혜택 지수의 경우 동일한 변화에 따라 합계출산율이 2.73명 감소하는 것으로 추정되었다. 5세 단위의 연령별 출산율을 종속변수로 하는 제3열부터 제9열까지의 모형에 의하면, 보육료혜택 지수는 어느 연령대의 출산율에 대해서도 통계적으로 유의한 효과가 있는 것으로 추정되지는 않았다. 다만 30대 후반의 여성에 있어서 출산율 효과가 가장 클 가능성을 암시한다. 육아휴직혜택 지수는 30대 초반 여성의 경우에만 통계적으로 유의미한 효과가 있는 것으로 나타나, 육아휴직혜택 지수가 0에서 1로 증가하면 30대 초반 여성의 출산율이 2.61명 감소하는 것으로 추정되었다.

<표 6> 보육료 지원과 육아휴직 지원이 출산율에 미친 효과

주: 전국 표본은 광역시를 제외한 156개 시군구를 포함함. 모든 모형에서 시도 더미와 연도 더미의 교

차항이 통제됨. 제2열부터 제9열까지의 모형에서 시군구 고정효과가 제거됨. 괄호 안은 robust

standard error를 나타냄. * p<0.10; ** p<0.05; *** p<0.01.

<표 5>의 제2열의 결과를 바탕으로 두 정책 변화가 여성의 고용률 변화에 어느 정도 기여하였는지를 계산할 수 있다. 보육료 혜택 지수는 2009년의 15.7%에서 2011년의 25.7%로 10.0%p 증가하였고, 이 변화분에 <표 5>의 제2열의 효과 추정치를 곱하면, 보육료 혜택 지수의 변화로 인해 여성 고용률이 1.1%p 상승한 것으로 해석할 수 있다. 마찬가지 방식으로 육아휴직 혜택 지수는 동 기간에 1.1%엣 1.9%로 0.8%p 상승하였고, 이 변화분과 효과 추정치를 곱하면, 육아휴직 혜택의 확대로 인해 여성 고용률이 0.9%p 상승한 것으로 추정할 수 있다. 즉, 육아휴직의 확대 규모는 보육료 지원 확대 규모보다 12배 적으나, 그 효과가 보육료 지원의 경

　 (1)OLS

(2)FE

(3)FE

(4)FE

(5)FE

(6)FE

(7)FE

(8)FE

(9)FE

　15-49세(가임기 전체)

15-49세(가임기 전체)

15-19세 20-24세 25-29세 30-34세 35-39세 40-44세 45-49세

보육료 혜택 지수

-0.9481 0.0488 0.0498 -0.0167 -0.1565 0.0207 0.0865 0.0128 0.0039

(0.1764)** (0.2836) (0.0255) (0.0673) (0.1611) (0.1547) (0.0797) (0.0248) (0.0062)

육아휴직혜택지수

-3.7014 -2.7287 0.0224 0.3183 -0.3140 -2.6115 -0.2939 -0.1088 0.0019

(1.7344)** (2.3758) (0.1760) (0.5092) (1.0668) (1.1640)* (0.5964) (0.2095) (0.0494)

R2 0.26 0.12 0.08 0.08 0.09 0.25 0.30 0.12 0.05

N 468 468 468 468 468 468 468 468 468

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우보다 11배 더 커서 결과적으로 여성 고용률 증가에 기여한 정도는 보육료 지원의 경우와 비슷한 것으로 해석할 수 있다. 동일한 방식으로 두 정책으로 인한 합계출산율 변화를 추정할 수 있다. <표6>의 제2열의 결과를 바탕으로 추산한 결과 2009년부터 2011년까지의 보육료 지원 확대로 인해 출산율은 0.005명 증가하였고, 육아휴직 확대로 인해 0.021명 감소한 것으로 해석할 수 있다. 표본에서 동 기간의 합계출산율은 0.062명 증가하였음을 고려하면, 보육료 지원보다는 육아휴직 지원의 파장이 더 컸던 것으로 이해할 수 있다. 물론 두 계산에 사용된 추정효과 계수가 모두 부정확하게 추정되어 통계적으로 유의미한 해석은 어려우나, 정책효과의 크기에 대한 간접적인 자료로서 의의를 찾을 수 있다.

<표 7> 여성 고용률과 합계출산율 변화의 분해

주: 여성고용률과 합계 출산율에 대한 효과 계수는 각각 <표5>와 <표6>의 제2열을 인용함. * p<0.10.

이와 같은 결과는 동일한 규모의 지원 시 여성 고용을 증진시키는 방안으로 육아휴직 지원이 보육료 지원보다 더 효과적임을 의미한다. 그러나 육아휴직지원의 경우 출산율에 부정적인 영향을 미칠 수 있다는 결과는 전반적인 사회적 환경이 아직은 부모의 일과 가정생활의 조화로운 영위를 지원하지 못하는 것으로 해석할 수 있다. 또한 보다 정확한 해석을 위해서는 두 정책 사이의 다양한 차이점을 이해할 필요가 있다. 우선 주로 취업 중인 임금 근로자가 육아휴직제도의 혜택을 누릴 수 있는 반면, 보육료 지원은 취업 여부와 상관없이 받을 수 있다는 점을 고려할 수 있다. 또한 육아휴직의 절대적인 지원 규모가 보육료 지원보다 작아 한계 효과가 더 클 수 있는 여지가 있다. 보육료 지원은 부모가 자녀를 보육시설에 보냈을 때에만 혜택을 받을 수 있고, 부모가 개인 양육 서비스를 이용하거나 조부모 등 친척이 양육을 하는 경우에는 지원을 받을 수가 없다. 즉, 보육료 지원은 특정한 형태의 보육만을 지원하는 현물 급여의 성격을 가진다는 점에서 그 효과가 제한적일 수 있다. 결국 본 분석에서 추정한 보육료 지원과 육아휴직 지원 정책의 효과는 시설을 통한 보육 지원과 모의 직접 양육 지원의 두 방안을 비교하는 것으로 해석할 수 있다.

　 보육료 지원 혜택 육아휴직 지원 혜택

2009 0.157 0.011

2011 0.257 0.019

2009-2011 변화분(A) 0.100 0.008

여성

고용률

효과 계수(B) 0.105 1.146*

정책 기여분

(A⨯B, %p)0.011 0.009*

합계

출산율

효과 계수(C) 0.049 -2.729정책 기여분

(A⨯C, 명)0.005 -0.021

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V. 결론 및 정책 제언

우리나라 여성의 경제활동 참가율은 OECD 국가의 평균보다 약 15%p 낮은 수준을 보이고 있다. 이러한 차이의 다른 단면은 우리나라에서 출산 양육시기에 여성의 노동시장 이탈 비율이 높다는 사실이다. 구체적으로 결혼, 임신 및 출산, 육아의 문제로 직장을 그만 둔 여성 비취업자를 경력단절자로 정의할 수 있다. 2013년도 지역별 고용조사에 의하면 25-44세 기혼 여성 10명 중 3명이 경력단절자이고, 기혼 여성 비취업자 10명 중 6명이 경력단절자로 분류된다. 본 연구에서는 국내 노동시장에서 여성 경력단절 현황과 원인을 검토하고, 정책 효과를 추정하였다. 지난 10여 년 간 국내 노동시장에서 여성의 고용률은 증가하였으나, 출산율은 감소한 것으로 관찰되며, 남녀 간 성별 고용률의 격차는 대부분 경력 단절 현상으로 설명이 가능한 것으로 보인다. 이러한 경력 단절의 직접적인 원인은 여성에게 영유아의 양육에 따르는 비용이 크게 발생하기 때문이라고 이해할 수 있다. 이러한 비용을 유발시키는 요소로는 자녀 양육은 여성의 몫이라는 사회적 인식과 장시간 근로, 유연하지 않은 근무제도 등 노동시장 관행, 정규직과 비정규직 사이의 낮은 이동성, 미성숙한 보육 시장 등이 존재한다. 여성이 취업하는 데에 감수하는 자녀 양육 부담을 낮추는 방안으로서 보육료 지원과 육아휴직 지원 정책의 효과를 분석한 결과, 육아휴직 지원 정책이 보육료 지원보다 더 효과적이었음을 발견하였다. 2009년부터 2011년까지의 기간 동안 시군구 패널 자료를 이용하여 추정한 결과, 지원 규모가 동일한 경우 육아휴직 지원이 여성 고용에 미치는 효과가 보육료 지원의 효과보다 약 11배 더 큰 것으로 추정되었고, 분석 기간 중 육아휴직 지원 확대로 인해 가임기 여성 고용률이 0.9%p 상승한 것으로 해석할 수 있다. 한편, 보육료 지원과 비교하여 육아휴직 지원은 출산율을 낮추는 방향으로 작용했을 가능성이 발견되었다. 육아휴직 지원이 여성 고용은 높이나, 출산율은 낮출 수 있다는 분석 결과는 경력 단절 현상의 완화를 위한 육아휴직 지원정책에 개선 여지가 있음을 암시한다. 우선 2013년 남성의 육아휴직 이용자수가 여성의 3.4% 수준에 불과한 점을 주목할 수 있다. 물론 육아휴직은 가구 내에서 여성과 남성이 시장 활동과 가계 활동의 생산성을 고려하여 시간 배분을 가장 효율적으로 결정하는 문제라는 점에서 정부가 개입할 여지가 적어 보일 수 있다. 그러나 자녀 양육 부담이 주로 여성에게 부과되는 사회적 현실을 고려하면, 정책적으로 부의 육아휴직을 유도함으로써 여성의 가구 내 경제적 지위를 높일 수 있는 것으로 사료된다. 현재 도입 예정인 두 번째 육아휴직 사용자의 첫 1개월 육아휴직 급여를 통상임금의 40%에서 100%(상한도 100만원에서 150만원으로 인상)로 상향 조정하는 방안은 이런 점에서 바람직하다고 평가할 만하다. 여기서 더 나아가 부의 할당량(Father’s Quota)을 도입할 필요가 있다고 생각한다. 현재 우리나라에서 부의 육아휴직은 없고, 부의 출산 휴가는 최대

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5일에 불과하나, 남성 육아휴직 할당제를 도입한 국가는 노르웨이(12주), 스웨덴(8주), 핀란드(4주), 독일(8주), 포르투갈(20일), 아이슬란드(12주) 등의 사례를 참고할 만하다. 육아휴직 제도가 여성 고용 증진을 위한 정책으로 유용한 것을 사실이나, 한계가 존재함을 유의할 필요가 있다. 현재 육아휴직지원 제도는 고용보험을 통해 운용되는데, 2013년 하반기 지역별 고용조사에 의하면, 임금근로자의 고용보험 가입률은 67.7%으로 임금 근로자 중 32.3%는 혜택을 받지 못한다. 또한 육아휴직 기간이 길어질수록 근로자의 인적자본이 마모될 수 있다는 점에서 장기간의 휴직이 꼭 바람직하다고 볼 수 없는 면이 있다. 따라서 육아휴직 기간은 현행 최대 1년이 적정한 수준으로 판단된다. 기간이나 급여의 확대보다 중요한 것은 기업에서 근로자들이 육아휴직을 자유롭게 활용할 수 있는 여건을 조성하는 일로 사료된다. 특히 중소기업에서 육아휴직 이용률이 대기업에 비해 낮은 것으로 나타나, 중소기업에 대한 지원이 필요한 것으로 보인다. 올해 도입 예정된 대체인력뱅크 운영 지원 사업과 사업주에게 지급하는 대체인력지원금 인상하는 방안은 적절한 것으로 판단된다.7) 이러한 정책의 시행 시 지역별 격차가 크게 존재하므로 중앙 정부 수준이 아닌 지방 정부 차원에서의 접근이 효과적일 수 있다. 특히 산업별 기업 규모별 여성 고용 환경의 격차가 크게 존재하므로 지방 정부는 정책의 홍보 및 지원 사업을 취약 산업, 기업 그룹 중심으로 시행할 필요가 있다. 기업에서의 가족 친화적 근로 환경을 유도하기 위한 방안으로 여성이 차별 받지 않는 근무 환경을 조성하고, 장시간 근로관행을 개선하며, 유연한 근무제도 확산을 유도함과 함께 남성의 육아참여를 장려하는 사업을 추진할 필요가 있다. 본 실증 분석에서는 보육료 지원 사업이 여성 고용을 증진시키는 데에 뚜렷한 효과가 없는 것으로 나타났으나, 이는 보육 지원 자체의 효과가 없기 때문이라기보다는 보육 지원 방식이 제한적이기 때문인 것으로 사료된다. 앞서 언급했듯이 현재의 보육료 지원은 부모가 자녀를 보육시설에 보냈을 때에만 혜택을 받을 수 있다는 점에서 시설을 통한 보육을 지원하는 현물 급여의 성격을 가진다. 그러나 보육 방식에는 개인 양육 서비스를 이용하거나 조부모 등 친척이 양육을 하는 등 다양한 방식이 존재한다. 특히 2012년 보육실태조사에 의하면 만0세 아동의 경우 보육시설 이용 비율이 14.2%에 머물고 있다. 따라서 시설 보육이라는 한 가지 방식만이 아니라 여러 보육 방식을 유연하게 지원한다면 여성 고용에 대한 효과성을 제고할 수 있을 것으로 보인다. 즉, 시설을 기준으로 하지 않고, 아동을 기준으로 제공하는 방안을 고려할 필요가 있다. 구체적으로 부모가 보육시설을 이용하지 않는 경우 받는 양육수당을 증액하는 방안과 조부모, 개인 보육 서비스 제공자 등 아동의 양육자에 상관없이 보육비용을 지원하는 방안을 고려할 수 있다. 또한 현재 여성가족부가 시행하는 아이 돌봄 지원사업이나 보건복지부에서 주관하는 시간제 보육지원사업 등

7) 중소기업은 40만원에서 60만원으로 대기업은 20만원에서 30만원으로 증액될 예정이다(「일하는 여성을 위한 생애주기별 경력유지 지원방안」 2014. 2. 4 관계부처 합동).

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도 적절한 방안이라고 생각한다. 또한 현재의 보육지원 정책은 만0세부터 만5세까지의 아동을 대상으로 하고 있으나, 영아와 유아는 아동 발달 과정 상 필요로 하는 서비스의 내용이 크게 다르므로 구분하여 접근할 필요가 있다. 프랑스의 경우 영아(만0-2세)와 유아(만3-5세)를 구분하는 2-track 접근법을 채택하고 있는데, 이를 참고할 필요가 있다(신윤정 2012). 특히 영아 보육 방안으로 시설 보육보다는 개인 양육이 선호된다는 점에서 다양한 영아보육 서비스의 공급이 이루어질 필요가 있다.

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