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I. 서론
한국은 2022년 현재 합계출산율이 0.78로써 저출산 문제에 직면해 있다. 저출산은 한 경제의 성장과 안정을 저해할 수 있다. 예를 들어, 인구 고령화에 따른 노동력의 부족은 생산력의 저하를 초래할 수 있으며, 이는 소비 및 투자의 감소로 이어진다. 또한, 생산력의 감소는 개인 및 사회복지에 대한 부담을 증가시키게 된다.
여성의 경제활동 참여가 출산율은 낮추는지에 대한 논의는 민감하면서도 필요한 부분이다. 여성의 경제활동과 출산율의 관계에 대한 다양한 이론이 존재하며, 두 변인의 관계를 규명하려는 다양한 실증 연구가 진행되고 있다. 여성의 경제활동과 출산율의 관계를 분석한 국내 선행연구는 여성의 경제활동이 출산율에 미치는 직접효과(direct effect)를 분석하였다. 본 연구의 관심은 두 변인 사이에 매개효과(mediation effect)이다: 여성의 경제활동은 다른 변인에 의해 출산율에 영향을 줄 수 있다. 이를 고려하여, 본 연구는 여성의 경제활동이 합계출산율에 미치는 영향을 고려하여 1인당 평균 급여와 조혼인율을 매개변수로 선택한다.
여성의 경제활동이 소득을 증가시키는지에 대한 논쟁만큼, 높은 소득이 출산율을 높이는지에 대한 논쟁도 진행 중이다. 또한, 낮은 혼인율이 출산율을 낮춘다는 주장은 대부분 동의하지만, 여성의 경제활동이 혼인율을 낮추는지에 대해서는 다양한 의견이 존재한다. 다양한 매개변인 중에서 소득(평균 급여)과 혼인율(조혼인율)을 고려하는 이유는 출산율에 영향을 주는 주요 변인이면서, 정책의 시행 측면에서 두 매개변인은 다르게 접근되어야 하기 때문이다. 예를 들어, 지역에서 여성의 경제활동이 지역 소득을 낮추고, 낮은 소득으로 출산율이 낮아진다면, 성별에 기반한 급여 격차의 해소 관련 정책이 필요할 것이다. 또 다른 예로, 지역에서 여성의 경제활동이 혼인율을 낮추고, 낮은 혼인율로 출산율이 낮아진다며, 유연한 육아지원 정책을 통해 경제활동 여성의 출산과 육아에 대한 부담을 줄이는 정책, 혼인 및 출산 장려 정책, 경제활동과 출산을 조화롭게 이행할 수 있도록 교육과 정보 제공 관련 정책이 필요하겠다. 따라서, 여성의 경제활동 참여가 지역의 소득과 혼인율에 어떤 영향을 미치는지, 그리고 이러한 매개변수가 출산율에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 분석은 학술적으로나 정책적으로 의미가 있다.
본 연구에서는 소득과 혼인율 간의 매개효과를 확인하기 위해 구조방정식 모형을 이용한다.1) 내생변수인 소득과 혼인율은 구조방정식 모형 방정식 중에서 여성의 경제활동에 대한 종속변수로 작용한다. 또한 다른 방정식에서 소득과 혼인율은 출산율에 대한 독립변수로 고려될 수 있다. 이에 반해 외생변수인 여성의 경제활동 참여율은 항상 독립변수이다. 본 연구는 매개효과 확인 방법 중에서 부트스트랩(bootstrap)을 활용한다. 부트스트랩은 다른 검정 방법 중에서 매개효과 검정력이 높다고 알려져 있다.2)
이하 논문의 구성은 다음과 같다. 제 II장에서는 여성의 경제활동, 소득, 혼인율과 출산율의 관계를 분석한 선행연구를 검토한다. 제 III장에서는 본 연구에서 사용할 변수(‘합계출산율’, ‘여성의 경제활동 참여율’, ‘1인당 급여’, ‘조혼인율’)를 소개하고, 본 연구의 가설을 설정한다. 다음으로 각 변수를 정의하고 기술통계를 분석한 후, 각 변수의 지역별 순위를 설명한다. 제 IV장에서는 부트스트랩을 수행하여 매개효과를 검정한다. 마지막으로, 제 V장에서는 연구를 요약하고, 출산율 제고를 위한 시사점을 제시한다.
II. 선행연구 검토
여성의 경제활동 참여는 출산율에 직접 영향을 줄 수 있으며, 소득과 혼인율을 매개로 하여 출산율에 간접 영향을 줄 수 있다. 여성의 경제활동, 소득, 그리고 혼인율을 중심으로 선행연구를 검토해 보기로 한다.
출산율에 대한 여성의 경제활동을 분석한 선행연구로 장동호(2009)를 들 수 있다. 장동호(2009)는 덴마크의 2007년 기초지방자치단체를 대상으로 출산율이 여성의 경제활동에 영향을 받는지를 분석하였다. 그는 여성의 경제활동은 출산율을 높이지만, 사회 전체의 고용 상황이 합계출산율에 더 큰 영향을 미친다고 보고하였다. 국내 자료를 이용한 최윤희·원숙연(2020)도 유사한 결과를 보였다. 그들은 여성의 경제활동과 자녀에게 지출하는 비용이 각각 출산율에 미치는 영향을 분석하였다. 이를 위해 1995-2015년 22개 OECD 회원국의 패널자료를 이용하였으며, 여성의 경제활동은 출산에 긍정적인 영향 그리고 자녀비용은 출산율에 부정적인 영향을 미친다고 보고하였다. 선행연구들과 달리 Chung & Lee(2022)는 한국의 가구 연간 데이터를 이용하였다. 그들은 기혼 여성의 경제력과 출산의 동조화를 보임으로써, 해외를 대상으로 한 선행연구와 유사한 결론을 얻었다. 하지만, 여성의 경제활동이 출산율에 부정적 영향을 준다는 결과도 존재한다. 이찬영·탁아림(2020)의 결과가 이에 해당한다. 그들은 16개 지방자치단체 패널자료(2003-2016년)를 이용하여 여성의 고용률이 합계출산율에 음(-)의 유의미한 영향을 미친다고 보고하였다. 또한, 두 변인 사이에 유의미한 관계가 없음을 보인 결과도 존재한다. 황진영·이종하(2012)는 16개 시군구 패널자료(1998-2009년)를 이용하여 1인당 지역내총생산과 여성의 고용이 합계출산율에 영향을 미치는지 조사하였다. 그들은 여성의 고용 변화와 지역 내 총생산의 변화는 합계출산율에 통계적으로 유의미한 영향을 주지 않은 것으로 보고하였다.
소득이 출산율에 미치는 영향을 분석한 연구로는 송헌재(2012), 황진영·이종하(2012), 김민곤·천지은(2016), 이찬영·탁아림(2020), 이종하·황진영(2021), 주현정·임상수(2022) 등을 들 수 있다. 송헌재(2012)는 1997-2005년 한국노동패널 자료를 이용하여 모(母)의 근로소득과 연간 가구 총소득이 출산에 미치는 영향을 추정하였는데, 두 변수 모두 통계적으로 유의미하지 않았다. 추가로, 송헌재(2012)는 출산을 높이는 변인으로 사교육비와 순자산을 보고하였다: 사교육비는 출산에 음(-), 순자산은 출산에 양(+)의 영향을 주었다. 손헌재(2012)의 결과는 자녀비용이 출산에 부정적인 영향을 준다는 면에서 최윤희·원숙연(2020)의 결과와 맥을 같이 한다. 이찬영·탁아림(2020)은 16개 시군구 패널자료(2003-2016년)를 이용하여 합계출산율과 1인당 지역 내 총생산의 관계를 분석하였다. 그들 역시 두 변인 간 통계적으로 유의미한 관계는 발견하지 못했다. 소득과 출산율에 대한 상반된 결과를 보인 연구도 있다. 이종하·황진영(2021)은 16개 시군구 패널자료(2003년-2019년)를 이용하여 노동 소득이 합계출산율에 통계적으로 유의미한 음(-)의 영향을 준다고 보고하였다. 김민곤·천지은(2016)은 상반된 결과를 보였다. 그들은 서울 25개 기초자치단체의 2012-2014년 자료를 분석하면서 소득이 출산율에 양(+)의 유의미한 영향을 준다고 보고하였다. 주현정·임상수(2022)는 재정패널 자료(2008-2020년)를 이용하여 소득이 출산율에 통계적으로 유의미한 긍정적 영향을 준다고 보고하였는데, 이는 김민곤·천지은(2016)의 결과를 지지하는 것이다.
혼인율의 증가가 출산율의 증가를 가져온다는 것은 자명하다. 이철희(2018)는 유배우 여성의 출산율이 합계출산율은 유의미하게 높인다고 보고하였다. 이와 더불어, 이철희(2018)는 한국의 출산율 제고를 위한 정책이 실패하지 않았음을 보고하였다. 그는 출산장려금과 보육시설이 출산율에 양(+)의 유의미한 영향을 주었다고 보고하였으며, 이철회(2018) 외에도 출산율 제고를 위한 정책효과를 검정한 연구가 상당하다. 대부분 선행연구는 기반시설 확충(예, 보육시설 확충)과 금전적 지원(예, 보육료 지원정책, 출산장려금) 중에 더욱 효과적인 정책이 무엇인지에 관심을 가졌다. 먼저 기반시설 확충이 효과적이라고 보고한 선행연구를 소개하기로 한다. 성낙일·박선권(2012), 김민곤·천지은(2018), 이종하·황진영(2021). 성낙일·박선권(2012)은 232개 시군구의 횡단면 자료(2009년)를 이용하여 보육시설의 양과 질이 출산율에 양(+)의 유의미한 영향을 준다고 보고하였다. 이종하·황진영(2021)과 김민곤·천지은(2018)은 금전적 지원에 비해 기반시설 확충이 더 효과적이라 보고하였다. 이유진 외(2020)는 기초자치단체의 패널자료(2012-2018년)를 이용하여 출산장려금 지원은 출산율에 통계적으로 유의미한 영향을 주지 않음을 보고하였다. 금전적 지원이 효과적이라고 보고한 선행연구도 있다: 이석환(2014), 송헌재·우석진(2015), 이철희(2018), 최윤희·원숙연(2020), 최은희·조택희(2014), 탁아림·이찬영(2023). 이석환(2014)은 기초자치단체의 패널자료(2001-2010년)를 이용하여 출산장려금이 합계출산율에 양(+)의 유의미한 영향을 미치는 것을 보였다. 송헌재·우석진(2015)은 16개 시도의 패널자료(2002-2012년)를 이용하여 보육료 지원정책이 출산율에 통계적으로 유의미한 양(+)의 영향을 미쳤음을 보고하였다. 이 외에도 이철희·이소영(2022)은 출산장려금이 출산율에 양(+)의 유의미한 영향을 미치는 결과를 보고하였다. 이러한 결과는 해외사례에서도 확인할 수 있다. 최윤희·원숙연(2020)은 OECD 회원국에서 아동수당을 현금으로 지원하는 경우, 출산율이 증가하는 긍정적인 영향을 보였다. 또한 최은희·조택희(2014)는 16개 지방자치단체에서 2005년부터 2014년까지의 패널자료를 분석하여 보육시설의 확충이 출산율에 부정적인 영향을 미치지만, 육아휴직급여와 같은 금전적 이득이 긍정적인 영향을 미친다는 결과를 도출했다. 또한 탁아림·이찬영(2023)은 광역도 71개 시, 77개 군의 2008년부터 2019년까지의 패널자료를 분석하여, 보육, 가족, 그리고 여성 분야에서 재정지출의 증가는 양(+)의 유의미한 영향을 미친다는 결과를 도출했다. 그들은 문화기반 시설 수도 객관적 매개요인으로 고려하였는데, 문화기반 시설 수는 합계출산율에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 기반시설 확충과 금전적 지원이 유사한 효과를 준다는 연구도 있다. 김현숙(2021)은 기초지자체별 자료(2005- 2019년)를 분석하여 출산장려금 지원 정책과 중앙정부의 보육서비스 확대가 유배우 출산율에 미치는 영향을 조사했다. 그 결과, 2015년까지는 이 두 가지 변수가 출산율에 긍정적인 영향을 미쳤지만, 2016년 이후에는 두 변수의 영향력이 존재하지 않음을 발견했다.
III. 연구설계
서론에서 밝힌 바와 같이, 본 연구는 선행변수로 여성의 경제활동 참여율(이하, 여성 참여율 또는 WEP), 매개변수로 소득(INC)와 혼인율(MAR)를 고려한다. 본 연구에서 시행할 매개효과 분석은 출산율 제고 정책을 고려하는 데 도움을 줄 수 있을 것이다. 예를 들어, 여성의 경제활동 참여는 직접적으로 출산율에 영향을 줄 수도 있지만, 소득이나 혼인율에 영향을 주어 간접적으로 출산율에 영향을 줄 수 있다. 본 연구에서는 출산율을 대신하는 자료로 합계출산율, 소득에 관한 자료로 1인당 급여, 그리고 혼인율에 관한 자료로 조혼인율 대신하여 사용한다.
<그림 1>은 연구모형을 보여준다.
국내에서는 소득과 혼인율이 출산율의 매개변수로 작용한다는 가설을 본 연구에서 처음 시도하는 것으로 판단된다. 이 연구의 가설은 다음과 같은 분석이 가능하게 한다. 첫째, 여성 참여율이 출산율에 직접적인 영향을 주는지, 아니면 소득과 혼인율을 매개로 영향을 주는지를 분석할 수 있다. 둘째, 매개효과가 존재한다면, 그것이 소득에 의한 것인지, 혼인율에 의한 것인지에 대한 분석이 가능하다. 셋째, 소득과 혼인율이 독립변수로서 출산율에 영향을 미치는지를 분석할 수 있다.
<그림 1>에서 ai bi c’는 각각 집적효과 계수를 표현한 것이다(i = 1, 2). 예를 들어, a2는 여성 참여율이 혼인율에 직접 영향을 주는 계수이며, c’은 여성 참여율이 출산율에 직접 영향을 주는 계수이다.
<그림 1>을 참고하여 연구가설을 설정하면 다음과 같다:
[직접적인 영향]
가설 1. 여성 참여율은 출산율에 음(-)의 영향을 준다.
가설 2. 여성 참여율은 소득에 음(-)의 영향을 준다.
가설 3. 여성 참여율은 혼인율에 음(-)의 영향을 준다.
가설 4. 소득은 출산율에 양(+)의 영향을 준다.
가설 5. 혼인은 출산율에 양(+)의 영향을 준다.
[간접적인 영향]
가설 6. 여성 참여율은 소득을 매개로 출산율에 영향을 준다.
가설 7. 여성 참여율은 혼인을 매개로 출산율에 영향을 준다.
앞에서 언급한 바와 같이, 선행변수인 여성 참여율은 출산율에 직접 영향을 줄 수 있다(가설 1). 선행연구를 보면 소득이 출산율에 미치는 영향은 다양하다. 본 연구는 국내 연구인 이찬영·탁아림(2020)과 이종하·황진영(2021)의 결과를 고려하여 여성 참여율이 출산율에 음(-)의 영향을 준다는 가설을 설정한다: 즉 <그림 1>에서 c’ < 0을 검정한다. 여성 참여율은 매개변수인 소득과 혼인율에 각각 영향을 줄 수 있다(가설 2과 가설 3). 가설 2, 즉 ‘여성 참여율이 소득에 음(-)의 영향을 미친다.’는 가설은 경제활동에 참여하는 여성의 소득이 남성에 비해 높지 않다는 판단을 고려한 것이다: [그림 1]에서 a1 < 0을 검정한다. 가설 3은 [그림 1]에서 a2 < 0을 검정한다. 또한, 소득과 혼인율은 독립변수로서 출산율에 영향을 줄 수 있다(가설 4와 가설 5): b1 > 0과 b2 > 0을 검정한다. 가설 6과 가설 7의 기각 여부는 여성 참여율과 출산율 사이에 매개효과를 검정함으로써 확인할 수 있다: 각각 a1×b1, a2×b2의 부호를 검정한다.
종속변수로 설정한 해당 지표는 “가임여성(15-19세) 1인이 평생 동안 낳을 것으로 예상되는 평균 출생아 수를 지역별로 나타낸 것”이다. 이 지표는 연령별 출산율의 합을 1,000으로 나누어 유도한다.
소득을 대표하는 변인은 많다. 본 연구에서는 지역별 평균 1인당 급여를 사용한다. 여기서 1인당 급여는 “특정 지역의 총 급여액을 해당 지역의 근로자 수로 나눈 값”을 의미한다.
본 연구에서 사용할 자료는 통계청 국가통계포털에서 제공된 것이다. 연구 대상은 2021-2022년 전국 시군구별 227개 기초자치단체이며(세종시는 제외되었으며, 제주도는 한 지역으로 분류하였음), 출산율과 다른 변인에 1년의 시차를 두었다. 즉, 출산율은 2022년 자료이며, 여성 참여율, 소득, 혼인율은 2021년 자료이다.
<표 1>은 각 변수의 기술통계를 보여준다.
| 변인 | 평균 | 표준편차 | 최소값 | 최대값 | |
|---|---|---|---|---|---|
| 종속변수 | 출산율(TFR) | 0.865 | 0.210 | 0.422 | 1.803 |
| 매개변수 | 소득(INC) | 37.080 | 7.292 | 26.423 | 81.053 |
| 혼인율(MAR) | 3.302 | 0.859 | 1.500 | 5.600 | |
| 독립변수 | 여성참여율(WEP) | 54.399 | 7.197 | 40.900 | 75.700 |
<표 2>-<표 5>는 출산율, 소득, 혼인율, 여성 참여율에 대한 가장 낮은 지역과 높은 지역을 각각 보여주고 있다.
<표 2>를 보면, 출산율이 가장 낮은 지역은 대부분 대도시(서울, 대전, 대구 등)임을 알 수 있다. 반면에, 출산율이 가장 높은 지역은 전남, 전북, 경북, 강원으로 인구밀도가 낮은 지역에 해당하였다. 가장 낮은 출산율은 0.422명(서울 관악구), 가장 높은 출산율은 1.803명(전남 영광군)으로 나타났다.
소득이 낮은 지역과 높은 지역은 대부분 대도시에 속한다. 이는 대도시별 소득(급여)의 편차가 높음을 말해준다. 가장 낮은 소득은 26.4(부산 중구), 가장 높은 소득은 81.0(서울 강남구)으로 나타났다(<표 3>).
<표 4>를 보면, 혼인율이 낮은 지역은 모두 인구밀도가 낮은 지역에 해당한다. 반면에, 혼인율이 높은 지역은 대부분 인구밀도가 높은 것을 알 수 있다. 가장 낮은 지역의 혼인율은 1.5%(전북 순창군)으로, 가장 높은 지역의 혼인율은 5.6%(서울 영등포구)으로 나타났다. 따라서, <표 4>는 대도시에서 혼인율이 높으며, 대도시에 젊은 연령대의 인구가 많기 때문으로 해석할 수 있다.
혼인율과 반대로 여성 참여율은 인구밀도가 높은 지역에서 더 낮았다. 가장 낮은 여성 참여율은 40.9(부산 영도구), 가장 높은 참여율은 75.7(경북 울릉군)로 나타났다. 이는 다음과 같이 해석할 수 있다. 경제활동에 참여하는 여성의 소득이 높지 않으며, 한국은 소득이 높은 여성 참여율이 그리 높지 않다는 것을 의미한다(<표 5>).
피어슨 상관계수(Pearson correlation coefficient)는 변수 간 상관관계를 측정하여 조건이 성립되는지를 파악하는 데 사용된다. 피어슨 상관계수는 본 연구의 가설 1[여성 참여율은 출산율에 음(-)의 영향을 준다], 가설 4[소득은 출산율에 양(+)의 영향을 준다], 가설 5[혼인은 출산율에 양(+)의 영향을 준다]와 일치하지 않았다. 이에 대해서는 매개효과 검정에서 다시 분석하기로 한다.
<표 6>은 변수 간 상관관계를 구체적으로 보여준다.
| TFR | INC | MAR | WEP | |
|---|---|---|---|---|
| TFR | 1.000 | |||
| INC | -0.194** | 1.000 | ||
| MAR | -0.084 | 0.390*** | 1.000 | |
| WEP | 0.463*** | -0.277*** | -0.423*** | 1.000 |
매개변수인 소득과 종속변수인 출산율은 유의미한 음(-)의 상관관계를 지닌 것으로 나타났다(rIT = -0.194, p < 0.01). 혼인율과 출산율은 음(-)의 상관관계를 보였지만(rMT = -0.084), 유의미하지 않았다. 여성 참여율은 출산율과 양(+)의 상관관계가 있는 것으로 나타났다.
여성 참여율과 매개변수(소득, 혼인율)의 상관관계를 보기로 한다. 여성 참여율과 소득의 상관관계는 유의미한 음(-)으로 나타났는데, 이는 소득이 높은 여성 참여율이 그리 높지 않기 때문으로 풀이된다(rWI = -0.277, p < 0.001). 이러한 해석은 <표 5>를 통해서도 가능하다. 여성 참여율과 혼인율 역시 유의미한 음(-)의 상관관계를 보였다(rWM = -0.423, p < 0.001).
매개변수 간 상관관계는 다음과 같다. 소득과 혼인율은 유의미한 양(+)의 상관관계를 보였다(rIM = 0.390, p < 0.001). 마지막으로, 선행변수인 여성 참여율과 출산율은 양(+)의 유의미한 상관관계를 보였다(rWT = 0.463, p < 0.001).
요약하면, 혼인율과 출산율 간 상관관계는 존재하지 않았으며, 다른 변수 간 상관관계는 존재하였다. 특히, 여성 참여율과 출산율 간의 상관계수가 가장 높았다. 그러나, 이들 간의 상관계수가 0.7을 초과하지 않아서 다중공선성 문제는 크지 않는 것으로 판단된다.
IV. 연구결과
본 연구는 여성 참여율, 소득, 혼인율이 출산율에 미치는 영향력을 살펴보고, 여성 참여율과 출산율의 관계에서 소득, 혼인율의 역할을 살펴보고자 하였다. 먼저 직접효과 경로계수를 분석하기로 한다. 구조방정식 모형을 이용한 분석 결과는 <표 7>에 제시하였다.
| INC <- | |
|---|---|
| WEP | -0.281(0.058)*** [-0.277] |
| _CON | 52.372(3.481)*** [7.182] |
| MAR <- | |
|---|---|
| WEP | -0.050(0.007)*** [-0.423] |
| _CON | 7.054(0.410)*** [7.045] |
| TFR <- | |
|---|---|
| INC | -0.003(0.002) [-0.123] |
| MAR | 0.043(0.018)* [0.177] |
| WEP | 0.014(0.504)*** [-0.002] |
| _CON | 0.052(0.170) [0.251] |
| Log Likelihood | -1,733.939 |
여성 참여율이 출산율에 미치는 영향은 통계적으로 유의미하였지만, 가설 1의 “여성 참여율은 출산율에 음(-)의 영향을 준다”는 연구가설은 기각되었다. 오히려 여성 참여율은 출산율을 높이는 역할을 하였다. 이러한 직접효과는 덴마크를 대상으로 한 장동호(2009), OECD 회원국을 대상으로 한 최윤희·원숙연(2020)의 결과와 유사하다. 또한, 여성 참여율은 두 매개변수(소득, 혼인율)에 직접적인 관련성을 보였다. 세부적으로 보면, 여성 참여율은 소득과 혼인율에 모두 음(-)의 유의미한 영향을 줌으로써, 가설 2와 가설 3을 지지하였다.
다음으로, 매개변수가 독립변수로써 출산율에 미치는 영향을 보기로 한다. 소득과 출산율의 관계는 가설 4에 해당한다: 가설 4. “소득은 출산율에 양(+)의 영향을 준다”. <표 7>을 보면 소득은 출산율에 음(-)의 영향을 주었지만, 통계적으로 유의미하지 않았다. 이는 가설 4가 기각된다는 것을 의미한다. 혼인율과 출산율의 관계는 가설 5에 해당한다: 가설 5. “혼인은 출산율에 양(+)의 영향을 준다”. 혼인율은 출산율에 양(+)의 유의미한 영향을 주었다. 이는 가설 5가 지지된다는 것을 말해준다.3)
요약하면, 여성 참여율은 출산율을 높이는 직접적인 영향을 주며, 혼인율을 매개로 출산율에 영향을 줄 수 있다.
구조방정식 모형 분석 결과를 살펴보면, 유의미한 매개효과가 확인되었다. 매개효과 검정은 부트스트랩 방법을 사용하였으며, 총효과, 직접효과, 매개효과의 합, 각각의 매개효과 및 유의성 검정 결과는 <표 8>과 같다.
먼저, 여성 참여율이 소득에 영향을 주고, 이를 통해 출산율에 영향을 주는지 알아보았다. <표 8>에서는 소득의 매개효과가 통계적으로 유의미하지 않음을 보여준다. 따라서, 본 연구에서는 소득이 여성 참여율과 출산율의 관계를 유의미하게 매개하는 것으로 결론지을 수 없다: 가설 6인 “여성 참여율은 소득을 매개로 출산율에 영향을 준다”는 지지되지 않았다. 이 결과는 <표 7>에 보인 것과 같이, 소득이 직접 출산율에 영향을 주지 않는 결과에서 이미 예측할 수 있었다.
둘째, 여성 참여율이 혼인율에 영향을 주고, 이러한 영향이 출산율에 매개되는지를 알아보기로 한다. <표 8>은 혼인율의 매개효과가 음(-)으로 유의미한 것으로 나타났다: 가설 7의 “여성 참여율은 혼인을 매개로 출산율에 영향을 준다”는 기각되지 않았다. <표 7>에서 여성 참여율은 혼인율을 낮추고, 혼인율은 출산율을 높이는 역할을 한 것으로 분석되었다. 따라서, 여성 참여율은 혼인율을 매개로 출산율은 낮춘다고 결론지을 수 있다.
직접효과, 매개효과, 그리고 총효과로부터 다음과 같은 시사점을 얻는다.
여성 참여율은 전반적으로 출산율을 높인다. 하지만, 여성 참여율은 혼인율을 낮춤으로써 출산율이 낮아지는 매개효과 역시 존재한다. 따라서, 유연한 육아지원 정책을 통해 경제활동 여성의 출산과 육아에 대한 부담을 줄이는 정책, 혼인 및 출산 장려 정책, 경제활동과 출산을 조화롭게 이행할 수 있도록 교육과 정보 제공 관련 정책이 필요한 것으로 보인다.
V. 결론
여성의 경제활동이 출산율에 영향을 주는지에 대한 질문에 대답하기 위해 다양한 연구들이 진행되었다. 여성의 경제활동이 출산율을 증가시킨다는 결과뿐 아니라, 출산율을 감소시킨다는 결과도 제시되었다. 선행연구들은 여성의 경제활동이 출산율에 미치는 영향을 분석하면서 직접효과에 초점을 맞추었다. 이에 반해, 본 연구는 결정요인을 직접효과, 매개효과, 그리고 총효과로 분류하여 분석하였다. 즉, 본 연구는 여성의 경제활동이 출산율과 직접적으로 관련되는지를 분석하는 동시에, 매개변수인 소득과 혼인율이 출산율에 어떤 영향을 미치는지를 고려한다. 본 연구에서 소득과 혼인율을 매개변수로 고려한 주요 이유는 정책적 측면에서 두 변수에 다르게 접근해야 하기 때문이다.
본 연구의 주요 결과는 다음과 같다. 여성의 경제활동은 직접적으로 출산율을 높이지만, 혼인율을 낮춤으로써 출산율을 낮추어 직접효과를 상쇄하는 매개효과가 존재하였다. 추가적인 결과를 보면, 여성의 경제활동은 소득을 낮추지만, 소득은 출산율에 유의미한 영향을 주지 않게 되어, 소득에 의한 매개효과는 나타나지 않았다.
본 연구의 공헌은 다음과 같다: 이 연구는 여성의 경제활동이 출산율에 미치는 결정요인을 직접적인 효과와 매개효과로 구분하여 분석하였다. 이를 통해 출산율 및 육아 지원정책 수립에 필요한 기초자료로 활용될 수 있을 것으로 기대된다.
본 연구의 결과로부터 다음과 같은 정책 시사점을 얻는다. 여성의 경제활동 참여에 따른 혼인율의 감소를 제어하기 위한 육아지원 정책이 필요하다.4) 또한, 여성의 경제활동에 따른 지역 소득의 증가를 유도하기 위해 성별에 기반한 소득 격차의 해소 관련 정책이 필요할 것이다.
본 연구의 결과를 통해 여성의 경제활동이 전 지역에서 소득을 낮춘다고 단언할 수는 없다. 예를 들어, 광역시를 대상으로 한 추정에서 여성의 경제활동은 통계적으로 유의미하지는 않지만, 소득에 양(+)의 영향을 미쳤다. 이는 소득이 높은 여성의 경제활동은 그 지역의 소득을 높이는 선순환을 할 수 있음을 의미한다. 하지만, 소득이 높은 지역에서도 소득이 출산율에 미치는 영향은 유의미하지 않으므로, 소득에 의한 매개효과는 나타나지 않게 되어, 본 연구의 결과는 유지될 수 있다.
