〔그림 Ⅱ-19〕Kaplan-Meier 생존곡선 전체
코호트별로 살펴보면, 코호트1(1950~1959년)은 첫 자녀 출산이후 둘째 자녀 출산을 위해 임신한 시기가 12개월 이내인 경우는 약 1%, 24개월 이 내는 5.4%, 그리고 36개월 이내는 9%로서 전체 분석대상의 추이와 비슷 하게 나타나고 있다. 60개월(또는 5년)이내 둘째자녀 출산을 위해 임신한 비율은 약 15%로 나타나고 있다.
코호트2(1960~1969년)는 12개월 이내 둘째 출산을 위한 임신을 경험한 비율이 0.7%이며. 24개월은 4%, 36개월은 7.3%로 코호트1에 비해 첫 번
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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
째 출산이후 빠른 시기에 둘째를 임신하는 비율이 좀더 낮게 나타나고 있 다. 5년 이내 둘째 출산을 위해 임신하는 비율도 약 13%로서 코호트1의 15%에 비해 약 2%정도 낮게 분석되었다.
코호트3(1970~1979년)은 12개월 이내가 1%, 24개월 이내는 4%, 36개 월 이내는 7.5%로서 코호트 3과 큰 차이를 보이지 않고 있다. 또한 60개 월 이내 둘째 출산을 위한 임신을 경험하는 비율은 약 14%로서 이전 코호 트과 비슷한 추이를 보이고 있다. 마지막으로 코호트4(1980~1984)의 둘째 출산을 위한 임신시기는 더욱 늦어지는 추이를 보이고 있다. 12개월 이내 가 1.1%, 24개월은 2.5%, 36개월 이내는 4.5%로서 이전 세대들에 비해 둘째 출산의 시기가 더욱 늦어지는 추이를 보이고 있다.
0.000.250.500.751.00
0 100 200 300 400
analysis time
cohort1(1950-1959) cohort2(1960-1969) cohort3(1970-1979) cohort4(1980-1984)
Product-Limit Survivor Function by Cohort
〔그림 Ⅱ-20〕Kaplan-Meier 생존곡선: 코호트별
주:
첫 출산부터 둘째 출산을 위한 임신까지의 기간 모델에 포함된 변수들에 대한 기술적 통계치를 살펴보면 다음의 <표 Ⅱ-4>과 같다. 우선 코호트분
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제 2 장 저 출 산 고‧ 령 화 와 가 족 형 태 변 화
포를 살펴보면 코호트1은 약 29.3%로 나타났으며, 코호트2는 43.4%로 가 장 높은 비중을 차지하는 것으로 나타났다. 코호트3은 25.9%이며, 코호트4 는 1.4%에 그치고 있다. 특히 코호트4의 비중이 1.7%에 그치고 있는 이유 는 본 분석이 첫 번째 출산을 경험하고 있는 여성들을 분석대상으로 하고 있으며, 코호트4(1980~1984년)는 아직 출산을 경험하지 않은 응답자들의 비중이 상대적으로 높기 때문이다. 즉 본 연구의 분석자료의 마지막 자료수 집 시기인 2008년에 코호트4년 만 24세부터 28세 사이의 연령집단이다.
이들 연령대는 아직 우리나라 평균 첫 결혼연령이나 평균 첫 출산연령에 미치지 못하는 연령대이기 때문에 이들 중 첫 번째 출산을 경험한 여성들 만을 분석한 본 연구모델에는 포함되지 못하였기 때문에 이들 코호트의 상 대적 비중이 낮게 나타나고 있다.
첫 결혼연령을 살펴보면, 평균 24.4세로 나타나고 있다. 최근 우리나라 첫 결혼연령에 비해 본 분석대상의 평균 첫 결혼연령이 낮게 나타난 이유 도 앞서 설명한 논의와 맥을 같이 하면서 1950년대와 1960년대 출생 코호 트들의 첫 결혼연령이 반영된 결과라 할 수 있다.
교육수준은 고졸학력 미만이 25.5%, 고졸이 49.9%, 2~3년제 대학이 11.8%, 그리고 4년제 대학 이상 학력이 12.8%를 나타내고 있다. 연 평균 가구소득은 2648만 원으로 나타났다.
첫째출산에서 둘째 출산을 위한 임신시기에 취업하고 있는 여성주기의 비율은 40.6%로서 앞서 살펴보면 첫 결혼 후 첫 임신까지의 시기에 취업 한 여성주기의 비율(46.5%, <표 Ⅱ-2>참고)보다 낮게 나타나고 있다. 취업 하고 있는 여성들의 월평균 임금을 살펴보면 114만 원이며, 주당평균 근로 시간은 49시간으로 분석되었다. 마지막으로 첫 번째 출산을 전후로 지속적 으로 노동시장에 참여한 여성주기의 비율은 24.8%로 분석되었다.
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또한 첫 결혼을 늦게 할수록 첫 출산이후 두 번째 출산 시기는 더 빨리 지는 것으로 나타났다. 즉 늦게 첫 결혼을 할수록 첫 번째나 두 번째 출산 의 시기를 앞당기는 것으로 분석되었다.
학력수준별로 살펴보면, 고졸에 비해 고졸미만은 결혼 후 첫 자녀출산까 지 걸리는 시간이 더 긴 것으로 나타난 반면, 2~3년제나 4년제 대학 이상 학력집단은 고졸과 둘째자녀를 갖는 시기에서는 유의미한 차이가 없는 것 으로 나타났다.
주목할 만한 결과는 첫 결혼 연령이 첫 자녀 이후 둘째자녀 출산시기는 오히려 앞당기는 것으로 분석결과는 보여주고 있다. 앞서 결혼 후 첫 자녀 출산까지의 시간에 대한 사건사 분석결과에서는 첫 번째 결혼이 늦어질수 록 첫 자녀를 갖는 시기도 늦어지는 것으로 분석되었다. 그러나 첫 자녀 이후 둘째자녀 출산시기에서는 오히려 늦게 결혼한 여성들이 더 빨리 둘째 는 갖는 것으로 나타났다.
또한 취업상태와 코호트간의 상호작용효과에 초점을 둔 모형II의 결과에 따르면, 취업한 여성들은 여전히 둘째자녀를 늦게 갖는 것으로 나타났다.
또한 코호트의 순수효과에서도 코호트3에 비해 코호트1과 코흐트2는 둘째 자녀를 더 빨리 갖는 반면에, 코호트4는 코호트3에 비해 둘째자녀 갖는 시 기가 더 늦어지는 것으로 분석결과는 보여주고 있다. 코호트3에서 취업한 여성과 코호트5의 취업하고 있는 여성들은 다른 코호트의 여성들에 비해 첫 자녀 출산이후 더 빨리 둘째자녀를 갖는 것으로 분석되었다. 이러한 결 과는 여성들의 취업은 임신시기를 늦추는 효과가 있으나, 이러한 취업의 효 과는 코호트별로 다르게 나타는 것을 알 수 있다.
미취업상태의 여성들을 대상으로 분석한 모형Ⅲ의 결과를 살펴보면, 모 형Ⅰ, Ⅱ와 유사하게 코호트1과 코호트2는 코흐트3에 비해 둘째자녀를 더 빨리 갖는 반면에, 코호트4는 코호트3에 비해 둘째자녀 갖는 시기가 늦어 지는 것으로 분석되었다. 또한 미취업상태 여성들도 첫 결혼 연령이 높을수 록 둘째자녀를 더 빨리 낳는 것으로 나타났다.
교육수준의 효과를 살펴보면, 첫 출산이후 둘째자녀 출산시기는 미취업
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상태 여성들의 경우, 고졸미만의 여성들이 고졸여성들에 비해 둘째자녀를 갖는 시기가 유의미하게 늦어지는 것으로 나타났으나, 2~3년제 대학이나 4년제 대학 이상의 여성들과는 유의미한 차이가 없는 것으로 분석결과 나 타났다.
마지막으로 취업상태인 여성들의 둘째출산시기에 대한 분석결과를 살펴 보면(모형Ⅳ), 취업상태인 여성들의 경우는 코호트 간 셋째자녀 출산시기는 차별화되지 않는 것으로 나타났다. 또한 첫 번째 결혼을 늦게 할수록 첫째 아이 이후 둘째 출산의 시기가 앞당겨 지는 것으로 분석되었다. 교육수준의 효과를 살펴보면, 고졸에 비해 고졸미만 집단만 첫 출산이후 둘째 출산까지 의 기간이 길어지는 것으로 나타났으며, 다른 집단들과는 유의미한 차이를 보이고 있지 않다.
가구 소득효과에서는 취업상태 여성들의 경우 가구소득이 추가출산시기 에 유의미한 효과를 미치지 못하는 반면, 월평균 임금수준은 유의미한 효과 를 갖는 것으로 나타났다. 즉, 여성자신들의 월평균 임금수준이 높을수록 둘째자녀를 가질 확률이 유의미하게 높아지는 것으로 분석되었다. 그러나 앞서 결혼에서 첫 출산기간 분석결과에서와 마찬가지로, 근로시간은 둘째자 녀 출산시기에 유의미한 효과를 갖지 못하는 것으로 분석되었다.
마지막으로 주목할 만한 분석결과는 여성의 경력지속성의 효과이다. 첫 째출산 이후 둘째 임신까지의 기간 동안 취업상태인 여성들 중에서 첫 번 째 자녀출산을 전후로 지속적으로 노동시장에 참여한 여성들의 경우 두 번 째 자녀를 갖는 시기는 더욱 빨라지는 것으로, 즉 둘째자녀를 가질 확률이 더 높아지는 것으로 분석되었다.
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코호트1(출생년도 1950-1959)
0.764** (0.06) 0.740** (0.06) 0.786** (0.06) -(0.32) 0.508
코호트2(출생년도 1960-1969)0.645** 0.559** 0.620** 0.823**
(0.07) (0.07) (0.08) (0.32)
코호트4(출생년도 1980-1984)-0.399 (0.25) -0.802* (0.32) -0.809* (0.32) 1.384** (0.52)
준거집단:코호트3(출생년도 1970-1979)첫번째 결혼연령 (결혼이 첫출산보다 앞선 경우)
0.02** 0.02** 0.02** -0.01 (0.00) (0.00) (0.01) (0.03)
고등학교 졸업 미만-0.349** -0.341** -0.255** -2.642**
(0.06) (0.06) (0.07) (0.75)
2-3년제 대학-0.007 (0.07) -0.011 (0.07) -0.059 (0.08) (0.25) 0.175
4년제 대학이상-0.081 (0.07) -0.097 (0.07) -0.140+ (0.08) (0.25) 0.018
준거집단: 고등학교 졸업로그화된 가구소득
-0.012 -0.013 -0.006 -0.097 (0.01) (0.01) (0.02) (0.07)
둘째 임신당시 취업하고 있었음-0.563** (0.06) -0.855** (0.13)
상수
-10.394** -10.457** -11.729** -1.098 (1.04) (1.04) (1.16) (4.27)
분석대상주기수(No. of Spells)11640 11640 6853 2815
사건수
2155 2155 1771 146
분석대상수(No. of Respondents at Risk)
3056 3056 2694 656
-2Log-Likelihood9834.7 9814.1 7839.5 732.8
〈표 Ⅱ-5〉사건사 분석: 첫 출산에서 둘째 출산까지
주: + p<.10, * p<.05, ** p< .01
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다음의 그림은 첫 출산 이후 둘째출산까지의 기간에 대한 위험도를 취업 상태와 코호트별로 정리하여 나타낸 그림이다(모형II의 분석결과). 주목할 만한 결과는 취업한 코호트1이 둘째자녀 출산시기가 가장 빠르다는 것이다.
그 다음으로는 미취업상태의 코호트2와 취업상태의 코호트4가 뒤를 따르고 있다. 둘째출산의 시기가 가장 늦은 코호트는 코호트3이며, 그 다음으로는 미취업상태의 코호트4로 그래프는 보여주고 있다.
이상의 그래프를 통해서 알 수 있는 점은 결혼에서 첫 자녀 출산까지는 코호트별 취업상태가 유의미하게 차이가 있는 것으로 나타난 반면, 첫 출산 이후 둘째 출산까지의 기간은 뚜렷하게 중·고령세대에서 빠른 것을 알 수 있다. 또한 취업한 상태의 코호트1의 경우에는 추가출산을 늦게까지 미루는 것을 통해서 코호트1이 취업과 자녀양육의 병행이 더욱 어려웠다는 점과 코호트4의 경제적 불안정이 추가자녀출산을 꺼리게 하는 요인이라는 점을 지적할 수 있다.
0.01.02.03.04Hazard function
0 20 40 60
analysis time
Employed Cohort1 Unemployed Cohort2 Unemployed Cohort4 Employed Cohort1 Employed Cohort2 Employed Cohort4 Unemployed Cohort3 Employed Cohort3
Weibull regression
〔그림 Ⅱ-21〕첫 출산부터 둘째 출산까지 위험도
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다. 둘째 출산부터 셋째 출산까지 기간에 대한 분석
마지막으로 둘째자녀 출산부터 셋째자녀 출산을 위한 임신까지의 기간분
마지막으로 둘째자녀 출산부터 셋째자녀 출산을 위한 임신까지의 기간분