여기서 P는 추가자녀를 출산할 확률을 나타내고, 1-P는 추가자녀를 출산하지 않을 확률을 의미한다. X는 모형에 포함된 독립변수를 의미한 다. 종속변수는 응답자 개인의 모든 출산에서 다음 출산으로 이행했는지 의 여부이다. 다음 자녀 출산으로 이행했을 경우 ‘1’, 이행하지 않았을 경 우 ‘0’의 값을 부여하였다. 분석 표본에서 자녀를 출산하지 않은 사례와 출산 당시 비취업 중이었던 사례는 제외하였다. 통제변수로 출산 당시 모 의 연령, 출산순위, 출산연도, 그리고 모의 직장변인으로 출산 당시의 직
정책의 효과성평가 <<
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132 일·가정양립 지원 정책 평가와 정책과제 – 모성보호제도와 출산의 관계를 중심으로
종, 직장 유형을 모형에 반영하였다. 분석에 사용한 자료는 횡단조사로써 매 출산 당시의 가구 정보가 정확히 조사되지 않았고, 다만 출산 당시 경 제활동 여부와 해당 직장의 정보 및 모성보호제도 관련 항목만 조사되었 다. 따라서 출산 당시의 가구 소득과 기타 가구 정보를 통제하지 못하는 한계가 있다. 이런 점을 일부 보완하고자 가구의 재산 규모11)를 모형에 포함하였다.
2. 기술통계
분석 모형에 반영할 수 있는 변인의 기술통계를 다음 표에 제시하였다.
통제변수 특성별로 추가자녀 출산 이행 비율을 살펴보면, 고연령 집단의 추가출산 비율이 높게 나타나고 있고 이는 일반적인 연령효과를 잘 보여 주고 있다. 출산순위에 따른 추가자녀 출산 이행 비율은 출산순위가 증가 하면서 감소하는 경향을 보이고 이는 출산 행태에서 자연스러운 결과이 다. 출산연도에 따른 추가자녀 출산 이행 비율은 최근으로 올수록 감소한 다. 이 역시 코호트 효과가 반영된 것으로 일반적 추세라 할 수 있다. 가구 의 재산 규모에 따른 차이는 거의 나타나지 않았다.
직종의 경우 판매직과 관리 및 전문직 종사자의 추가자녀 출산 이행 비 율이 다소 높게 나타나며, 판매직 종사자의 이행 비율이 다소 낮게 나타 났다. 임시일용근로자에 비해 상용근로자의 추가자녀 출산 이행 비율이 다소 높게 나타났다. 그리고 공공부문 종사자보다 민간부문 종사자의 추 가자녀 출산 이행 비율이 다소 높게 나타났다.
11) 재산 규모는 조사 항목의 가구 재산에서 가구 부채를 제외한 것이다.
제6장 정책의 효과성평가 133
출산연도 2001~2005년 42.6 57.4 100.0 (1,247)
2006~2010년 47.1 52.9 100.0 (1,542)
2011~2015년 79.1 20.9 100.0 (1,446)
재산 1분위 56.1 43.9 100.0 (670)
134 일·가정양립 지원 정책 평가와 정책과제 – 모성보호제도와 출산의 관계를 중심으로
다소 높게 나타난다. 그리고 육아휴직 기간이 13개월 이상일 경우 추가자 녀 출산 이행 비율이 가장 낮게 나타나는 점이 특징적이다. 이와 같은 기 술적 분석 결과는 몇 가지 경향을 보여주지만, 특성에 따른 이런 차이가 통계적으로 유의한지 검증이 필요하다. 이는 다음 모형 분석 결과에 제시 한다.
〈표 6-2〉 모성보호제도 특성별 추가자녀 출산 이행 여부
(단위: %, 명)
구분 추가 출산
미이행
추가 출산
이행 합계 (N)
전체 64.5 35.5 100.0 (4,235)
출산전후휴가 여부 이용 58.7 41.3 100.0 (2,166)
미이용 54.5 45.5 100.0 (2,070)
육아휴직 여부 이용 55.9 44.1 100.0 (908)
미이용 54.8 45.2 100.0 (3,162)
출산전후휴가 기간 ~30일 57.9 42.1 100.0 (238)
~60일 53.5 46.5 100.0 (189)
~90일 59.4 40.6 100.0 (1,738)
육아휴직 기간 ~3개월 66.2 33.8 100.0 (357)
~12개월 59.4 40.6 100.0 (590)
13개월~ 64.6 35.4 100.0 (127)
자료: 한국보건사회연구원. 2015년 전국출산력 및 가족보건복지실태조사 원자료.