(Kwak, 2021) An analysis of the effectiveness of childbirth support policies 출산지원정책의 효과 분석

 

1. 기초자치단체 (시군구) 단위로 정보를 수집하여 행정구역별 출산장려금의 추세를 살펴봄.

출산율을 높이기 위한 정부 정책들의 효과를 연구한 자료는 방대하다. 하지만 그동안의 연구에도 불구하고 출산지원정책의 현황과 변화 양상을 기록한 데이터가 부재하여 연구자 개인이 필요시 법령과 조례를 검색하여 데이터를 구축하고 있는 실정이다. 이에 본 연구에서는 먼저 향후 연구에 도움이 될 수 있도록 출산지원정책의 시행 주체 및 연도별로 데이터를 수집하고 정리하는 작업을 진행하였다.

 

출산장려금(또는 출산축하금)은 출산 시 일시적 혹은 일정 기간 지급하는 현금지원으로 출산, 양육을 위한 경제적 지원제도의 하나이다. 출산지원금은 광역 및 기초 자치단체별로 그리고 출산 순위별로 지급 금액이 다르다. 출산지원금은 지방자치단체 단위의 변화를 보이므로 지자체 패널을 구축하여 요약통계를 제시한다

 

228개 기초자치단체의 출산장려금 지급 현황을 살펴보면 모든 출생 순위에서 출산장려금을 지급하는 기초자치단체의 수가 증가하였다. 2007년 첫째 출산장려금을 지급하는 곳은 62곳이었으나 2020년에는 177개로 3배 가까이 증가하였다. 셋째 출산장려금을 지급하는 기초자치단체 수는 2007년 128개에서 2020년 216개로 증가하였다. 출산장려금을 지급하는 기초자치단체의 수가 증가하면서 동 기간 평균 출산 장려 금액도 출생 순위에 따라 적게는 4배에서 많게는 8배까지 증가하였다.

 

기초자치단체의 경우와 마찬가지로 광역자치단체 단위에서도 출산장려금을 지급하는 광역자치단체가 증가함과 동시에 모든 출생 순위에서 평균지급액이 크게 증가하는 모습을 보인다.

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(1) 기초자치단체 출산장려금 지급 현황

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(2) 광역자치단체 출산장려금 지급 현황

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2. 2007년부터 2019년까지 전국 230개 지방자치단체를 대상으로 출산장려금의 출산율 제고 효과 추정

 추정 방법으로는 지자체 패널 데이터를 이용한 패널 고정 효과 모형에 17개 시도와 연도 교차항을 포함하여 회귀분석을 시행하였다. 기존 연구에서 지자체와 연도 고정 효과를 반영하였다면 본 연구에서는 시도와 연도 교차항을 포함하는 것으로 모형을 확장하여 시도 단위에서의 이질적인 시간 추세를 통제하였고, 최대한 출산장려금의 인과적 영향을 추정하고자 하였다.

 

출산장려금이 10만 원 증가할 때 가임여성(15～49세) 천 명당 출생아 수는 0.048명(평균의 0.14%) 증가한다. 산술적으로 2020년 가임여성 수를 기준으로 할 때 출산장려금 10만 원 증가는 약 570여 명의 출생아 수 증가로 이어진다고 생각할 수 있다. 출산장려금의 효과가 유의하긴 하지만 크다고 볼 수는 없다.  출산장려금은 출산율 제고에 분명
유의한 효과가 있었지만 그 효과는 매우 미미한 수준이다.

(1) 지자체 패널 데이터

출산장려금의 효과를 분석하기 위해 2007년부터 2013년까지 지자체 인구정책 사례집과 2014년 이후 지자체 출산장려정책사례집을 이용하여 시군구 단위의 패널데이터를 구축하였다. 출생과 관련된 변수는 인구동향조사 출생 자료를 이용하여 구축하였다.  지자체 단위 분석에서는 출생연도와 출생순위별 출생아 수를 지자체 단위로 계산하여 이용하였다.그 밖의 지자체 단위의 다른 통제변수는 국가통계포털을 이용하여 수집하였다. 자체별 전체 인구수, 가임여성 인구수는 인구동향조사 시군구/성/연령별 주민등록연앙인구 자료를 사용하였고, 가임여성 천 명당 보육시설 수는 어린이집 이용자 통계 에서 제공하는 총보육시설 수를 가임여성 인구수로 나누고 1000을 곱한 값이다. 지자체별 지방세는 행정안전부 지방세통계 를 이용하여 수집하였다. 

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(2) 분석 모형

출산장려금이 여성의 출산 결정에 미치는 영향을 추정하기 위하여 위에서 구축한 지방자치단체 패널을 이용하여 아래 모형을 추정한다.

 

r은 17개 시도를 나타내고, c는 지자체, t는 연도를 나타낸다. 종속변수는 각 지자체의 t연도 출생아 수, 가임여성 천 명당 출생아 수이다. 주요 변수인 각 지자체 출산장려금(s_r,c,t-1)은 전체 출생아 수를 대상으로 할 때에는 첫째부터 다섯째까지 금액을 단순 평균하여 사용하고, 출생 순위별 출생아 수를 종속변수로 할 때에는 순위별 출산장려금을 이용한다. 임신 결정과 출산에 적어도 1년의 간격이 있음을 고려하여 출산장려금 변수는 이전 연도 값을 이용한다. x_r,c,t는 그 밖에 지역의 출생아 수에 영향을 줄 수 있는 특성을 포함한다. 15～64세까지 남녀 총인구수, 가임여성(15～49세) 인구수, 지방세, 가임여성 천 명당 보육시설 수가 포함되었으며, 인구수와 지방세 변수들은 자연로그를 취하여 포함하였다. 가임여성 인구수는 종속변수가 총출생아 수일 때만 포함한다.

 

가임여성 천 명당 보육시설 수는 당해 연도 대신 이전 연도 보육시설 수를 이용하였다. 보육시설 수 또한 출산 결정에 영향을 미칠 수 있는 변수이기 때문이다. 영유아 천 명당 보육시설 수가 아닌 가임여성 천 명당 보육시설 수를 사용하는 이유는 영유아 천 명당 보육시설 수를 사용할 경우 역인과관계의 문제가 있기 때문이다. 가임여성 천 명당 보육시설 수를 포함하지 않은 모형을 먼저 추정하고, 이후 전년도 보육시설 수를 포함한 모형을 추정하여 결과를 비교하고자 한다.

 

지자체 단위의 고정효과 rou_c를 포함하여 지자체별 고유한 비관측 특성들을 통제하고, 17개 시도와 연도 교차항(phi_r,t)을 포함하여 각 시도별 이질적인 시간 추세를 통제한다. 시도와 연도 교차항 더미를 포함하였기 때문에 시도 단위에서 지급하는 출산장려금은 따로 포함할 수 없다. 시도와 연도 교차항 더미를 포함함으로써 시도 단위에서의 경제활동 변수(예컨대 실업률) 또한 통제하는 효과를 볼 수 있다. 표준오차는 지자체 단위의 군집표준오차(clustered standard error)이다.

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(3) 결과

먼저 식 (3.1)을 출생 순위 고려 없이 추정한 결과를 <표 3-2>에서 살펴본다. 종속변수는 전체 출생아 수와 가임여성(15～49세) 천 명당 출생아 수이다. 첫 번째 열과 세 번째 열은 시군구 특성을 통제하지 않고 고정효과만 포함한 모형이고, 두 번째 열과 마지막 열은 시군구 특성까지 통제한 결과이다. 출산장려금 단위는 10만 원이다. 가임여성 천 명당 보육시설 수는 포함하지 않았다.

 

출산장려금의 증가는 출생아 수에 긍정적인 영향을 미친다. 출산장려금 10만 원 증가는 지자체 내에서 전체 출생아 수를 약 2.2～2.9명 증가시키고, 가임여성 천 명당 출생아 수를 0.045～0.048명 증가시킨다. 시군구 특성을 통제하였을 때 출산장려금의 효과가 조금 더 커지지만 통제하지 않았을 때와 그 차이가 크지 않다.

 

아래의 평균과 비교해 보면 출산장려금을 10만 원 증가시켰을 때 출생아 수는 평균의 0.16% 증가하고, 가임여성 천 명당 출생아 수는 평균의 0.14% 증가한다. 총출생아 수에 관한 결과는 2005년부터 2011년까지 출산장려금의 효과를 분석한 박창우․송헌재(2014)의 결과인 2.71명과 유사하다.

 

<표 3-3>은 가임여성 천 명당 보육시설 수를 통제한 결과이다. 보육시설 수 자료는 2009년부터 이용이 가능하 2007년부터 분석한 <표 3-2>보다 표본의 수가 적다. 가임여성 천 명당 보육시설 수를 통제하였을 때와 통제하지 않았을 때의 출산장려금 효과는 거의 비슷하다. 출산장려금 10만 원 증가는 총출생아 수를 2.89명 증가시키고, 가임여성 천 명당 출생아 수를 0.048명 증가시킨다. 각각은 평균의 0.16%, 0.14%이다

 

다음은 출산장려금의 효과를 출생순위별로 추정한 결과이다. 먼저 첫째 출생에 미치는 영향이 <표 3-4>에 제시되어 있다. 출생순위별 효과에서는 출산장려금을 출생순위별로 나누어 포함하였다. 첫 번째 열은 첫째 출산장려금 액수만 포함한 결과이고, 두 번째 열은 둘째와 셋째 이상 출산장려금까지 포함한 결과이다. 첫째 출산장려금이 10만 원 증가할 때 가임여성 천 명당 첫째 출생아 수는 0.135명(평균의 0.81%) 증가한다. 둘째 와 셋째 이상 출산장려금까지 포함한 모형에서는 효과가 다소 줄어들어 0.113명 증가한다.

 

<표 3-5>는 출산장려금이 둘째 출생아 수에 미치는 영향을 추정한 결과이다. 둘째 자녀에게 지급되는 출산장려금이 10만 원 증가할 때 가임여성 천 명당 둘째 출생아 수는 0.043명(평균의 0.34%) 증가한다. 첫째와 셋째 출산장려금을 포함하였을 때 둘째 출생아 수에 미치는 효과는 0.013명으로 줄어들고, 통계적으로 유의미하지 않게 된다. 하지만 첫째 자녀에게 주어지는 출산장려금이 증가할 때 둘째 출생아 수가 증가하는 모습을 보인다. 첫째 출산장려금이 10만 원 증가할 때 가임여성 천 명당 둘째 출생아 수는 0.061명(평균의 0.48%) 증가한다. 첫째에게 지급되는 출산장려금
은 첫째 출산율에 긍정적인 영향을 미치기 때문에 첫째 출산장려금이 둘째 출산에 미치는 영향은 여기에서 파급된 효과일 것이다.

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(4) 출산장려금이 여성 인구이동에 미치는 영향

위의 실증분석 모형에서 우려되는 것은 출산을 앞둔 여성들이 출산장려금이 높은 지역으로 일시적으로 이주하여 출생아 수가 증가하는 효과가 나타나지 않았을까 하는 것이다. 전체 인구수와 가임여성 인구수를 통제하더라도 위 문제를 충분히 해결하지는 못한다. 출산을 계획한 여성의 규모가 전체 인구 및 가임여성 규모에 비해 매우 작기 때문이다. 선행연구에서 인구이동으로 인한 효과는 거의 없거나 미미함을 이미 보였으나 (예컨대, 김우영․이정만, 2018; Kim, 2021; 허만형, 2020 참조) 본 연구에서도 확인을 위하여 출산장려금의 증가가 가임여성의 인구 순유입에 유의미한 영향을 주는지 추정해 보았다. 만약 출산장려금이 증가할 때 가임여성의 인구 순유입이 증가한다면 앞서 추정한 출산장려금의 효과는 출생 효과와 인구 유입으로 인한 효과를 모두 반영한 것이된다.

 

추정 결과, 모든 모형에서 출산장려금은 가임여성의 순유입에 유의미한 영향을 미치지 않는다.

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