〔그림 Ⅱ-22〕Kaplan-Meier 생존곡선: 전체
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저출 산 고‧ 령 화가 가 족 형 태 및 개인 의 삶 의 질 에 미 치 는 영 향
코호트별로 둘째자녀 출산이후 셋째자녀 임신기간에 대한 생존율을 살펴 보면(그림 Ⅱ-23), 우선 코호트1(1950~1959)의 경우 둘째 출산이후 12개 월 이내 셋째 자녀를 임신하는 비율은 0.6%이며, 24개월 이내는 3.6%, 36 개월은 약 6%로서 셋째자녀 임신경험이 매우 낮은 비율을 보이고 있다.
코호트1의 경우 우리나라가 저출산의 시기에 접어들기 이전에 출산을 경험 하고 종료한 경우가 많음에도 불구하고 여전히 셋째 출산의 비율은 낮게 나타나고 있다.
코호트2(1960~1969년)의 추이를 살펴보면, 둘째 출산이후 12개월 이내 셋째자녀를 임신한 비율은 0.4%정도에 그치고 있다. 24개월 이내는 약 2%, 36개월 이내는 약 3.2%로 나타났다. 또한 60개월(또는 5년)이내 셋째 자녀를 임신한 비율도 6.6%에 그치고 있어서 코호트1과 유사한 추이를 보 이고 있다.
코호트3(1970~1979년)의 경우도 비슷해서, 12개월 이내 셋째자녀를 임신한 비율은 0.7%, 24개월 이내는 2%, 36개월은 3.8%, 60개월 이내 는 7.2%로 분석되었다. 마지막으로 코호트4의 생존율 분석결과에서 우선 주목할 만한 점은 둘째자녀 출산 자체를 경험한 비율이 높지 않다는 점이 다. 따라서 둘째자녀 이후 셋째자녀 임신의 사건에 노출된 주기의 수도 다른 코호트들에 비해 낮게 나타났다. 둘째자녀를 출산한 후 셋째자녀 임 신위험에 노출된 사례들 중에서 셋째자녀 임신시기별 생존율을 살펴보면, 12개월 이내가 약 3.5%, 24개월은 7%, 그리고 72개월(또는 6년)이내가 12%로서, 일단 둘째자녀를 출산한 경우에는 셋째자녀 임신에의 생존율 (또는 위험율)은 이전 코호트들과 비슷한 추이를 보이고 있는 점이 주목 할 만하다.
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제 2 장 저 출 산 고‧ 령 화 와 가 족 형 태 변 화
0.000.250.500.751.00
0 50 100 150 200
analysis time
Cohort1(1950-1959) Cohort2(1960-1969) Cohort2(1970-1979) Cohort4(1980-1985)
Product-Limit Survivor Function by Cohort
〔그림 Ⅱ-23〕Kaplan-Meier 생존곡선: 코호트별
둘째자녀 출산이후 셋째자녀 임신간격에 대한 사건사 분석을 위한 우선 기술적 통계분석결과부터 살펴보면 다음의 <표 Ⅱ-6>과 같다. 코호트별 비 율을 살펴보면, 코호트1은 29.3%, 코호트2는 43.4%, 코호트3은 25.9%, 그리고 코호트4는 1.4%로서 본 분석에서는 코호트2(1960-1969년)집단이 둘째자녀 출산경험과 이로 인한 셋째자녀 임신의 위험에 가장 많이 노출되 어 있는 것으로 분석되었다.
첫 번째 결혼연령은 약 24.4세로 나타났다. 학력분포를 살펴보면, 고졸미 만은 25.5%, 고졸은 49.9%, 2~3년제 대학은 11.8%로 나타났으며, 마지막 으로 4년제 대학 이상은 12.8%로 분석되었다. 가구소득은 연평균 2,647만 원으로 나타났다.
앞서 분석한 첫 결혼이후 첫 번째 출산간격이나 첫 출산이후 두 번째 출 산까지의 기간분석과는 달리, 둘째 출산이후 셋째자녀 임신까지 기간에 대 한 분석은 취업상태에 따른 분리된 모형으로의 분석은 수행하지 않는다. 전
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제 2 장 저 출 산 고‧ 령 화 와 가 족 형 태 변 화
시기에 대한 코호트별 효과는 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 즉, 코호 트별로 셋째자녀를 임신하는 시기는 차별화되고 있지 못하다.
첫 번째 결혼시기가 늦어질수록 셋째자녀 임신시기도 늦어지는 것으로 분석되었다. 첫 번째 결혼시기 관련 효과분석에 대한 앞선 분석결과에서는 결혼에서 첫 자녀출산까지는 결혼시기가 늦어질수록 늦어지는 것으로 나타 난 반면, 첫 자녀이후 둘째자녀 출산까지는 결혼을 늦게 한 여성들일수록 더 빨리 둘째는 갖는 것으로 분석되었다. 그러나 둘째에서 셋째자녀 출산시 기에 대한 분석결과에서는 다시 결혼연령이 높을수록 둘째이후 셋째자녀출 산을 미루는 것으로 분석되었다.
교육수준별로 살펴보면, 교육수준은 셋째자녀 출산시기에 유의미한 영향 을 미치지 못하는 것으로 분석되었다. 아울러, 가구소득수준도 셋째자녀 임 신의 시기를 앞당기기 보다는 오히려 늦추는 것으로 분석되었다. 선행논의 들에 따르면 우리나라 저출산의 배경으로 지적되는 것이 교육비를 포함한 높은 자녀양육비용이 적은 수의 자녀를 낳은 주된 원인으로 지적되고 있다.
따라서 가구소득이 높아질수록 더 많은 자녀를 낳을 것으로 논의가 되었다.
그러나 분석결과, 둘째자녀 출산에서 셋째자녀 임신기간 뿐 아니라 순서에 상관없이 자녀출산에 미치는 가구소득 효과는 비교적 미미한 것으로 나타 나고 있다.
마지막으로 여성의 취업은 둘째자녀 이후 셋째자녀의 출산시기를 늦추는 것으로 분석되었다. 이는 앞에서 살펴본 분석결과와도 일치하는 것으로 취 업하고 있는 여성은 그렇지 않은 여성에 비해 첫 자녀뿐 아니라 추가적인 자녀출산의 가능성을 낮추고 그 시기도 더 길게 하는 효과를 갖는 것으로 분석결과 나타났다.
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코호트1(출생년도 1950-1959)
-0.318+ (0.19) -0.271 (0.21)
코호트2(출생년도 1960-1969)-0.153 (0.17) -0.223 (0.19)
코호트4(출생년도 1980-1984)0.905+ -(0.53) (0.60) 0.703
준거집단:코호트3(출생년도 1970-1979)-2Log-Likelihood
2503.1 2498.9
〈표 Ⅱ-7〉사건사 분석: 둘째 출산에서 셋째 출산까지
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제 2 장 저 출 산 고‧ 령 화 와 가 족 형 태 변 화
빠른 것으로 그래프는 보여주고 있다. 또한, 미취업상태의 코호트3이 그 뒤 를 잇고 있으며, 유의미한 차이를 보이지는 않으나 취업상태의 코호트1이 둘째이후 셋째자녀 출산까지 가장 오랜 기간을 거치는 것으로 분석되었다.
앞서 분석결과는 달리 코호트4가 셋째자녀 출산시기가 다른 집단에 비해 빠른 이유는 분석자료에 포함된 코호트4 중에서 셋째 출산을 경험한 여성 들은 다른 코호트의 여성들에 비해 위험노출시간 대비 출산경험이 빠르게 나타난 결과로 이해될 수 있다. 따라서 아직 가임기에 속하는 코호트4의 여성들 중 아직 셋째 출산경험이 없는 여성들이 이후 추가 출산을 통해서 출산간격을 더 길게 할 수 있는 가능성은 남아있다.
아울러, 취업상태의 코호트1은 앞서 첫째부터 둘째자녀 출산까지의 기간 에서 나타난 취업상태 코호트1과 마찬가지로, 추가출산은 다른 코호트나 취 업상태의 여성들보다 오히려 더 늦어지는 경험을 한 것으로 나타났다.
0.005.01.015.02Hazard function
0 20 40 60
analysis time
Unemployed Cohort1 Unemployed Cohort2 Unemployed Cohort4 Employed Cohort1 Employed Cohort2 Employed Cohort4 Unemployed cohort3 Employed Cohort3
Weibull regression
〔그림 Ⅱ-24〕둘째부터 셋째자녀 출산까지의 위험도
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사회적, 개인적 환경―취업과 첫 결혼 연령 등―이 코호트를 매개로 그 효 과가 차별화되고 있다는 점에 주목할 필요가 있다. 특히, 취업경험 자체는 첫 출산 뿐 아니라 추가출산에도 부정적인 효과를 미치는 것은 뚜렷하게 나타나고 있으나, 코호트에 따라 취업경험이 오히려 출산기간을 앞당기는 효과도 경험하고 있다. 또한 늦은 첫 결혼이 반드시 저출산과 직접적으로 연결되지는 않는다는 점이다. 다만, 만혼의 여성들이 첫 출산을 늦추는 경 향에 대해서는 이들 만혼의 여성들이 결혼 후 첫 출산의 시기를 앞당길 수 있는 정책적 노력이 필요한 지점이라고 생각된다.
끝으로, 취업한 여성들의 취업지속성은 오히려 출산 간 기간을 좁히는데 긍정적인 효과를 갖는다는 점이다. 기존논의에서는 지속적으로 노동시장에 참여하는 여성들은 출산을 기피하거나 지연시키는 경향이 있다는 점이 강 조되었다. 그러나 본 연구결과에 따르면, 오히려 지속적으로 노동시장에 참 여하는 여성들이 추가 출산의 시기를 앞당기는 경향이 있는 것으로 분석되 었다. 따라서 이들 경제활동에 참여하는 여성들이 추가출산에 대한 의도를 유지할 수 있도록 정책적 지원이 필요하다고 생각된다.
K I H A S