혼전임신의 이혼에 대한 영향 고찰

응용경제 제18권 제1호 2016년 3월,한국응용경제학회

혼전임신의 이혼에 대한 영향 고찰

김송희

ㆍ김진영

초록

결혼 시장에서의 배우자 탐색은 그 비용과 결혼 후 얻게 되는 편익을 비교하 여 이루어지게 된다.탐색이 종료되기 전 혼전임신을 하게 되면 탐색비용의 변 화를 가져오게 되어 결혼 결정,더 나아가 차후 이혼 결정에도 영향을 미칠 수 있다.본 연구는 배우자를 탐색하는 과정에서 임신을 한 여성이 서둘러 결혼을 하였을 경우,이혼의 가능성이 커짐을 동태모형에서 이론과 실증적으로 보여준 다.혼전임신 때문에 출산 전 결혼한 경우(혼전임신-결혼)와 출산 후에 결혼한 경우(혼전임신-출산)는 결혼 후에 임신한 경우보다 이혼 확률을 증가시켰고,혼 전임신-출산이 혼전임신-결혼보다 이혼에 미치는 영향이 더 큰 것으로 나타났 다.이 결과는 한국의 이혼율 증가 원인을 파악하는 데 있어서 혼전임신의 영향 을 살펴 보아야함을 지적하고 있다.

JEL:J12,D13,H31

핵심주제어:혼전임신,이혼,결혼시장,배우자 탐색

투고:2016년 1월 29일;수정:2016년 2월 23일;게재확정:2016년 3월 5일

*고려대학교 경제학과,E-mail:rabisong@korea.ac.kr

**고려대학교 경제학과,교신저자

주소 :서울시 성북구 안암로 145고려대학교 정경대학 경제학과 (우:02841), 전화 :02)3290-2202,E-mail:jinykim@korea.ac.kr

Ⅰ.서 론

지난 45년간 한국의 조이혼율(인구 1천 명당 이혼 건수)은 1970년 0.4건에서 2014년 2.3건으로 여섯 배가량 증가하였고 유배우 이혼율(유배우 인구 1천 명 당 이혼 건수)은 1970년 1.1건에서 2014년 4.7건으로 4배 이상 증가하였다(<표 1> 참조).1970년 이후 OECD 국가의 이혼율도 증가하고 있지만 한국은 이혼 율이 가장 빨리 증가한 국가군에 속한다고 보고되고 있다(김미숙,2009).

한국의 이혼율은 증가하고 있는데 반해 혼인율은 감소하고 있다.조혼인율(인 구 1천 명당 혼인 건수)을 보면 1970년 9.2건에서 2014년에는 6.0건으로 감소 하였다.게다가 남녀의 평균 초혼연령도 늦어지고 있는데 1970년부터 2014년까 지 남성의 초혼연령은 27.2세에서 32.4세로 5.2세 증가하였고 여성의 초혼연령 도 23.3세에서 29.8세로 6.5세 증가하였다(<표1> 참조).

<표 1> 이혼율,혼인율 및 초혼연령

1970 1980 1990 2000 2010 2014

조이혼율^ 0.4 0.6 1.1 2.5 2.3 2.3 유배우 이혼율^ 1.1 1.6 2.4 5.3 4.8 4.7 조혼인율^ 9.2 10.6 9.3 7.0 6.5 6.0 남성 초혼연령(세) 27.2 27.3 27.8 29.3 31.8 32.4 여성 초혼연령(세) 23.3 24.1 24.8 26.5 28.9 29.8 주) :인구 1천 명당 이혼 건수

 :혼인상태에 있는 유배우 인구 1천 명당 이혼 건수

 :인구 1천 명당 혼인 건수

자료 :김미숙(2009),통계청(2015),이제상⋅송유미(2015).

이렇게 만혼과 비혼이 증가하면서 결혼 전에 성을 경험할 가능성이 높아질 수밖에 없는데 실제로 한국 여성의 혼전 성 경험율은 지속적으로 상승하고 있 다.이동원 외(2002)에 따르면,20대 남성의 67%,30대 남성의 66%,40대 남 성의 60%가 결혼 전에 성을 경험하였고,여성의 경우에는 20대의 49%,30대

의 43%,40대의 30%가 성을 경험하였다.남성들의 성 경험율은 60%대로 유사 하지만 여성은 젊은 세대일수록 결혼 전 성 경험율이 높게 나타났다.이는 앞으 로 혼전 성 경험이 있는 한국 여성의 수가 증가할 것이라는 추측을 하게 한다.

결혼 전에 성을 경험하는 여성의 수가 증가하고 있지만 피임에 대한 정확한 지식의 부족과 피임 미실천으로 말미암아 혼전임신도 증가하고 있다(안병철⋅임 인숙,2004).본 연구에서 사용하는 한국보건사회연구원의 ‘2006 전국 출산력 및 가족보건․복지실태조사’에 의하면,만 15-49세 기혼여성 중 12.4%가 혼전 임신을 경험하였고 그 중 1956-65년생은 11.4%,1966-75년생은 12.6%,그리 고 1976년 이후 태어난 여성은 15.5%가 혼전임신을 경험하였다.또한 민간 웨 딩컨설팅 업체(2013)에서 신혼부부 374명을 대상으로 실시한 설문조사결과에서 도 신혼부부의 10쌍 중 3쌍은 혼전임신 부부였고 혼전임신 응답자중 92.1%는 계획하지 않은 임신이었다.¹⁾

이렇듯 혼전임신이 증가하면서 혼전임신으로 출산하는 비율도 증가하고 있다.

김영일⋅김평강(2011)의 자료에 따르면,첫째 자녀를 혼전임신으로 출산하는 비 율이 1999년 6.6%에서 2009년 15.7%로 증가하였는데 그 중 결혼하지 않은 상 태에서 출산한 여성이 1999년에는 0.6%에서 2009년에는 1.2%로 상승하였으며, 혼전임신으로 결혼한 후 출산한 여성의 비율도 1999년에는 6.0%에서 2009년에 는 14.5%로 10년 사이에 두 배 이상 증가하였다(<표2> 참조).

이렇게 혼전임신이 증가하는 것은 한국에서만의 현상은 아니다.미국 통계국 (U.S.CensusBureau)의 자료에 따르면,백인을 기준으로 첫째 자녀를 혼전임 신으로 출산하게 된 비율이 1930-34년에는 15.1%였으나 1990-94년에는 45.6% 였다.그 중 결혼하지 않은 상태에서 출산한 비율이 1930-34년 5.9%에서 1990-94년 32.5%로 26.6% 포인트 증가하였고,혼전임신으로 결혼한 후에 출산 한 여성의 비율도 동기간에 9.2%에서 13.1%로 3.9% 포인트 증가하였다(<표2>

참조).

1)http://mapp.donga.com/MLife/3/10/20130626/56136292/2

<표 2> 첫째 자녀 출산시 혼전임신 모의 결혼상태

한국 미국

1999 2009 1930-34 1990-94 혼전임신 6.6 15.7 15.1 45.6 결혼하지 않고 출산 0.6 1.2 5.9 32.5 결혼한 후 출산 6.0 14.5 9.2 13.1 자료 :김영일⋅김평강(2011)과 미국 통계국(U.S.CensusBureau)의 자료를 재구성함.

첫째 자녀 출산 중 혼전임신 비율이 한국과 미국 모두 증가하고 있지만 미국 의 경우(1990-94년 기준)혼전임신 후 결혼하지 않는 비율이 결혼하는 비율의 2.5배 정도인데 반해,한국은 혼전임신 후 결혼하는 비율이 월등히 높았다(<표 2> 참조).이러한 차이가 나타나는 이유는,미국에서는 출산을 결혼과 별개로 여기지만 한국에서는 아직도 출산은 결혼이라는 틀 안에서 이루어져야 한다는 생각이 강하기 때문이라 사료된다.OECD(2015)의 자료에서도 한국의 혼외 출 산은 2.1%(2012년 기준)로 OECD 평균인 38.7%보다 낮으며 조사된 41개국 중 최하위를 기록하고 있음이 이를 뒷받침한다(<부록 표1> 참조).

물론 한국 사회도 결혼제도 밖의 성에 대해서 개방적으로 변하고 있지만 결 혼제도 밖의 임신과 출산은 여전히 도덕적으로 비난받고 특히 미혼모는 사회적 편견과 불이익 속에서 살아야 하는 것이 현실이다(김혜영 외,2009;신윤정 외, 2012).그렇기 때문에 한국에서 결혼 전에 임신을 한 여성은 빨리 결혼을 하여 결혼제도 안에서 아이들을 낳아 기르고 싶어 한다.

그렇다면 혼전임신으로 인하여 결혼하였을 경우 그 결혼생활이 안정적일까?

해외에서 혼전임신과 이혼에 관한 연구는 상당히 진행되었다.우선,혼전임신은 이혼의 가능성을 높인다는 연구결과가 있다(ChristensenandMeissner,1953; Beckeretal,1977;Murphy,1985).이에 대해 Beckeretal.(1977)은 결혼 전에 임신을 한 여성은 빨리 결혼을 하여 아이들을 합법적으로 낳아 기르고 싶 어 하기 때문에 자신에게 가장 적합한 배우자가 아닐지라도 결혼을 하고 그 결 과 결혼생활이 불안정할 것이라고 설명한다.

반면 혼전임신 때문에 결혼을 하는 것은 이혼에 영향을 미치지 않는다는 연 구결과도 있다.이들 연구는 혼전임신을 첫째,결혼하지 않은 상태에서 출산한

경우(혼전임신-출산)와 둘째,결혼하지 않은 상태에서 임신하였으나 결혼한 후 에 출산한 경우(혼전임신-결혼)로 구분하여 분석하였다.그 결과,혼전임신-출 산은 결혼 후에 임신한 경우보다 이혼의 위험을 증가시켰지만 혼전임신-결혼은 그렇지 않았다(Bumpassand Sweet,1972;Teachman,1983;Billy etal., 1986;WaiteandLillard,1991).

한국에서도 이혼율 증가로 이혼에 대한 학문적 관심이 증가하면서 결혼의 지 속성 또는 이혼의 원인을 파악하려는 연구들이 시작되고 있다.여성의 성 경험 과 혼전임신이 증가하고 있고,혼전임신이 배우자 선택에 영향을 미쳐서 결혼생 활까지 영향을 미칠 수 있기에 이에 관한 연구가 필요하나,한국여성을 대상으 로 한 혼전임신의 이혼에 대한 영향을 분석한 연구는 아직 미비하다.이현송 (1997)은 혼전임신과 이혼에 관한 국내연구 중 거의 유일한 것인데 이 연구는 해외 연구처럼 혼전임신을 구별하지 않고 단순히 혼전임신유무를 하나의 설명 변수로 사용하여 분석을 하고 있다.본 연구는 혼전임신유무 및 혼전임신을 결 혼,출산,낙태로 구분하여 이들이 이혼에 미치는 영향을 동태적으로 실증분석 하였다.

본 논문의 구성은 다음과 같다.Ⅱ장에서는 배우자 탐색과정과 결혼 이후 이 혼결정에 관한 기초적인 이론을 살펴보고 이혼의 결정요인에 관한 선행연구를 살펴본다.Ⅲ장에서는 본 연구에서 사용하는 연구 자료와 방법을 설명하고,Ⅳ 장은 혼전임신이 이혼에 미치는 영향을 분석한 실증분석 결과를 보고한다.마지 막으로 Ⅴ장에서는 연구결과 내용을 요약하고 본 연구의 결론을 제시한다.

Ⅱ.이론적 배경과 선행연구 1 .이론적 배경

(1)혼전임신과 배우자 탐색과정

본 연구는 CahucandZylberberg(2004)에서 소개한 직업탐색이론(Jobsearch theory)을 사용하여 배우자를 탐색하고 결혼하는 과정을 살펴보고자 한다.분석 을 위한 몇 가지의 가정은 다음과 같다.첫째,구직자가 직업을 찾기 위한 노동 시장이 존재하는 것처럼 배우자를 선택할 수 있는 “결혼시장(marriagemarket)” 이 존재한다(Becker,1973).둘째,결혼시장 참여자는 각 기에 주어진 확률로 한 명의 상대를 만나게 되는데,그 상대로부터 얻을 수 있는 결혼생활의 산출물 (화폐가치로 평가되는)은 확률변수이다.참여자는 이 변수에 대한 누적 분포(H) 만을 알고 있으며 이 분포는 매 기 동일하다.셋째,개인의 효용함수는 소득에 대해 선형함수로써 효용은 소득과 동일하다.본 연구는 연속시간(continuous time)모델을 이용하여 분석하고자 한다.

미혼이나 기혼 가구는 모두 가구 내에서 다양한 시장 재화와 서비스,그리고 가구원의 시간 등을 사용하여 가계생산물(Z)을 생산하고 이를 소비하면서 효용 을 얻는다.결혼 상태에 있을 때의 기대효용(_)은 각 기에 발생하는 결혼생활 로 부터의 산출물( )과 다음 기의 기대효용에 의해 결정되는데,후자는 의 확 률로 이혼 했을 때의 효용(_)과   의 확률로 결혼생활을 유지했을 때의 효용(  _)이 둘의 볼록조합(convex combination)으로 구성된다(식(1) 참조).두 번째 가정에 의하여 이 식의 기대효용함수들은 모두 시간과 무관한 값을 가지게 된다.



_{ }

  

       

  



여기서, :결혼생활의 산출물

 :이혼할 확률,∈ 

 :이자율

_:결혼 상태에의 효용

 :독신 상태에의 효용

식(1)을 정리하면,



 

_{ }

 

   

(1′)

이다.개인이 결혼을 선택하는 것은 미혼 상태의 효용보다 기혼 상태의 효용 이 클 경우이다( _ ).식(1′)에 따르면 결혼의 성립은 결혼생활의 산 출물( )이 독신으로 남아있을 때의 매 기의 효용(_)보다 커야함을 알 수 있 다(  _).

이 조건에서 _는 직업탐색이론에서의 유보임금(reservationwage)에 해당 하는 것으로,결혼시장에의 매칭에서는 배우자로부터 기대하는 최소한의 유보가 치라고 볼 수 있다.따라서 결혼시장 참여자는 자신이 생각하는 유보가치를 초 과하는 배우자를 찾으려고 하며 이는 결혼을 위한 최적 배우자의 조건이 된다.

유보가치를 결정하는 요인을 살펴보기 위해 배우자의 유보가치(_)를 구체 적으로 분석할 필요가 있다.결혼시장 참여자가 각 기에 한 명의 상대를 만나게 될 확률은 이고 결혼이 가능한 상대방을 만난 상태에서의 기대효용()은 다 음과 같다.



 

^

^{  } 



∞



 

결혼시장에서 상대와 매치가 되었을 경우 결혼여부를 결정해야 하는데,그 상 대와의 결혼산출물( )이 유보가치(_)보다 크면 결혼을 하게 될 것이고 작으 면 독신으로 남게 된다.이 결정 상황을 반영한 것이 식(2)의 기대효용(_)이다.

배우자를 찾기 위한 결혼시장 참여는 시간비용이나 금전적 비용(C)이 발생할 수 있지만 데이트를 통한 직접적인 효용(B)을 얻을 수도 있다.따라서 미혼상 태의 기대효용(_)은 이번 기의 시장참여 순편익    과 참여시 다음 기의 기대효용에 의해 결정된다.이때 다음 기의 기대효용은 의 확률로 결혼상대와 매치되었을 때 얻게 되는 효용()과 (1-)의 확률로 매치 되지 못하여 독신 으로 남을 때 얻게 되는 효용  _ 의 볼록조합(convex combination)으

로 주어진다(식(3)참조).

_   

     _   _ (3)

여기서, :결혼 상대와 매치될 비율

 :이자율

 :결혼시장 참여로 부터의 효용

 :결혼시장 참여 비용

:미혼의 효용

식(2)와 (3)을 정리하면,결혼의 유보가치는 결혼시장 참여의 편익과 결혼상 태의 변화와 관련되어 있음을 알 수 있다(식(4)참조).

 

^{ }  ^    

_

∞

  

   

 

지금까지의 결과를 이용하여 우리는 비교동학(comparativedynamics)연구 를 할 수 있다.결혼시장 참여의 편익이 결혼결정에 대해 어떤 효과를 갖는가를 보면,우리는 참여 편익이 커질수록 결혼의 유보가치가 증가하여(   

 _

  ) 결혼할 확률이 적어짐을 알 수 있다.그런데 배우자를 탐색하는 과정에서 임신 을 한 여성은 아이 때문에 시장탐색 비용이 커지게 된다.이 비용의 증가는 참 여 순편익    을 감소시키게 되고 결혼의 유보가치를 감소시켜 결혼을 빨리 할 가능성을 높이게 된다.즉 혼전임신을 한 여성은 결혼의 유보가치가 하락하 여 더 이상의 시장탐색을 중단하고 아이의 생부와 결혼할 가능성이 높아지게 된다.

(2)결혼 이후 개인의 선택

결혼을 한 남녀는 결혼으로 그들의 선택을 마감하는 것이 아니라 매순간 최 적의 선택을 하려 할 것이다.기혼자는 결혼 후에 획득한 배우자에 대한 정보를

통해 남은 생애의 기대자산(expected fullwealth)이 극대화되도록 선택을 하 게 되는데 이러한 선택에는 이혼도 포함된다.즉 이혼으로 인한 남녀의 총자산 이 결혼생활을 유지했을 때의 남녀 총자산보다 크다면 이혼을 선택하게 될 것 이다.이 조건은 식(5)로 표시된다.이 조건 이외에도 이혼이 선택되려면 남편 과 부인 모두 이혼 후의 삶이 개선되어야 하는데,이 조건은 식(6)에 제시되어 있다(Beckeretal,1977).



 

 

 



^ 

^ 

^ 

여기서,^:결혼 상태에서 남편의 기대자산

_^:이혼하였을 때 남편의 기대자산

^ :결혼 상태에서 부인의 기대자산

_^ :이혼하였을 때 부인의 기대자산

앞에서 설명한 배우자 탐색과정으로부터 혼전임신으로 결혼하였을 경우,조금 더 나은 매치의 배우자를 기다리지 않고 한 결혼일 가능성이 높다는 것을 보았 다.이는 결혼의 산출물(^+ ^)이 낮을 것을 의미하며 따라서 식(5)가 만 족될 확률이 높아짐을 의미한다.따라서 혼전임신으로 결혼하였을 경우 이혼의 가능성이 높아짐을 알 수 있다.

2 .선행연구

서론에서 언급한 혼전임신의 이혼에 대한 영향 분석 이외에,이혼에 영향을 미치는 요인에 대해서 적지 않은 연구가 진행되었다.기존연구에 따르면 초혼연 령의 영향은 일반적으로 이혼에 대해 부(-)의 효과가 있는 것으로 보인다.많은 실증연구에서 10대에 결혼할 경우 이혼의 위험이 높았다(BumpassandSweet, 1972;Thornton,1977;Moore and Waite,1981;Glenn and Suspanic, 1984;SouthandSpitze,1986;White,1990;Bumpass,MartinandSweet, 1991;Heaton,2002;Leeand Bumpass,2008).이는 초혼연령이 낮을수록 탐색이 부족할 수 있어 결혼 전후의 정보차가 커지고 이 정보의 차이가 클수록

이혼의 가능성이 높아지기 때문이다(Beckeretal.,1977).한편 초혼연령이 상 대적으로 너무 높은 경우도 이혼의 가능성이 높아질 수 있는데 결혼시장이 축 소되어 적합한 배우자를 만나지 못할 가능성이 커지기 때문이다(Beckeretal., 1977).

여성의 교육수준과 이혼의 관계에 대해서는 대체적으로 교육수준이 낮을수록 이혼의 가능성이 높았지만(Bumpass and Sweet,1972;Moore and Waite, 1981;Teachman,1983;Bumpass,Martin andSweet,1991;이현송,1997; ChangandLee,2006;LeeandBumpass,2008),교육수준이 높을수록 이혼 의 가능성이 높다고 분석한 연구도 있다(Kalmijn etal.,2004;홍백의 외, 2009).이는 교육수준이 높을수록 비슷한 수준의 배우자를 만나게 되어 결혼의 편익이 높아질 수 있지만 부부간의 노동 분담을 감소시켜 결혼의 편익을 낮출 수 있기 때문이다(Beckeretal.,1977).

자녀와 이혼의 관계는 자녀가 없는 부부에게서 이혼 가능성이 높게 나타났다 (Bumpassand Sweet,1972;이현송,1997;Leeand Bumpass,2008).이 같은 자녀의 효과는 자녀가 “결혼의 특수자본(marriage-specificcapital)”으로 서 결혼생활 안에서 그 가치가 크므로 자녀가 있는 가정에서 이혼의 위험이 낮 게 나타나며,자녀의 수가 많을수록 이혼 시 비용이 크게 발생하므로 이혼의 가 능성이 감소하기 때문일 것이다(Beckeretal,1977).

여성의 노동시장참여와 이혼의 관계에 대해서는 다양한 연구 결과가 있다.이 는 이혼이 여성의 노동시장 참여뿐만 아니라 참여 시간과 소득 등에 영향을 받 기 때문이다.임금이 높을수록 이혼 가능성이 높다는 연구(Mooreand Waite, 1981;Spitzeand South,1985;Ono,1998)와 소득이 높을수록 결혼의 안정 성이 증가한다는 연구결과도 있다(Greenstein,1990;Hoffman and Duncan, 1995).하지만 여성이 노동시장에 많은 시간을 투입하는 경우 이혼이 증가한다 는 연구 결과도 보고되고 있다(Booth etal.,1984;SpitzeandSouth,1986;

Greenstein,1990;Kalmijnetal.,2004;LeeandBumpass,2008), 한국에서도 이혼율이 증가함에 따라 이혼의 원인을 파악하려는 연구들이 시 작되고 있지만 개인적이며 심리적인 요인에 초점을 맞추고 있어 사회경제적인 요인을 제대로 파악하지 못하고 있다(홍백의 외,2009).이에 본 연구는 혼전임 신을 포함하여 이혼에 미치는 요인을 동태적으로 분석하고자 한다.

Ⅲ.연구 자료와 방법 1 .연구 자료와 변수

본 연구는 한국보건사회연구원의 ‘2006전국 출산력 및 가족보건․복지실태조 사(이하 출산력 데이터)’를 이용하였다.이 자료는 만 15-49세 이하의 기혼 여 성의 결혼시점과 이혼 여부,임신시점과 임신결과(출산,임신중절,자연유산 등) 및 결과시점,취업력 등과 같은 개인별 시계열 자료와,조사 실시 시점에 있어 서 연령,교육수준,소득 등의 사회,경제적 변수들을 포함하고 있다.이 자료의 큰 장점은 결혼력,임신력,취업력 자료를 이용하여 생애주기에 따라 동태적 실 증분석(dynamicempiricalanalysis)을 가능하게 한다는 것이다.

본 논문은 결혼지속 기간을 종속변수로 이용하여 혼전임신의 이혼에 대한 영 향을 연구하고자 하는데 이 결혼지속 기간은 결혼력 데이터에서 구해진다.결혼 지속 기간은 초혼시점부터 이혼까지 걸린 시간으로,²⁾데이터 조사 실시 시점에 서 결혼이 종결되지 않고 결혼생활이 지속되고 있는 경우는 조사시점까지 월 단위로 표시하였다.출산력 데이터에 포함된 전체 대상자 7,257명 중 조사시점 까지 결혼이 지속된 여성은 6,611명(91.10%),이혼한 여성은 490명(6.75%),사 별은 156명(2.15%)으로 나타났다.결혼 지속 기간은 결혼이 지속된 경우 약 163개월이고,이혼은 약 127개월,사별은 약 159개월이다.

본 연구에서 가장 중요한 설명변수는 혼전임신 경험 유무로써,이 변수는 임 신력과 결혼력 데이터로부터 구해진다.즉 임신일과 결혼일을 비교하여 임신이 결혼하기 3개월 이전에 발생하였을 경우를 혼전 임신으로 정의하였다.임신 직 후부터가 아닌 임신 후 3개월이 경과한 시점으로부터 결혼을 고려한 것은 임신 이 된 것을 알아내는데 시간이 걸리고 또한 결혼을 결정하여 실행하기까지 시 간이 소요되기 때문이다.

혼전임신 변수를 구축하는데 있어서 3개월의 기간을 고려하지 않았을 경우 결혼을 결정하고 임신한 것인지,혹은 임신 후에 결혼을 결정한 것인지 구분하 기 쉽지 않다.만약 결혼을 결정하고 임신한 것이라면 그 임신이 결혼 전에 발

2)본 연구에서 이혼의 시점은 배우자가 별거를 시작하는 시점으로 간주한다.사별의 경우는 초혼시점부터 사별시점까지 결혼이 지속되었으며 사별시점부터 단절된 것으로 간주하여 처리하였다.

생하였다 하더라도 배우자 탐색비용에 영향을 미치지 못할 것이다.따라서 본 연구에서는 임신이 된 것을 알고 결혼을 결정하는데 최소한의 시간을 고려하였 다.³⁾

한편 선행연구인 Bumpassand Sweet(1972),Teachman(1983),Morgan and Rindfuss(1985),그리고 Billy etal.(1986)에서는 혼전임신을 출산일과 결혼일을 비교하여 파악하였는데,이들 논문은 대부분 출산이 결혼 후 7개월 이내에 발생할 경우 혼전임신으로 파악하고 있다.이들 논문에서 결혼 후 9개 월이 아닌 7개월을 기준으로 한 것은 조산이 발생할 가능성을 감안한 것으로 판단된다.

또한 이들 연구에서 사용한 방법에 따르면,혼전임신이 인공임신중절로 이어 지는 경우는 혼전임신으로 간주되지 않는데 이는 인공임신중절이 많이 발생하 는 혼전임신의 경우 많은 관측치를 잃어버리게 되는 결과를 초래할 수 있다.이 에 반해 본 연구에서 이용하는 출산력 데이터는 임신의 결과로 출산 이외에도 사산,자연유산 혹은 인공유산 등의 모든 경우를 파악하고 있기 때문에 좀 더 정확하게 혼전임신의 경우를 분석할 수 있게 한다는 장점을 지니고 있다.

혼전임신의 경험은 그 결과가 인공임신중절이었는지 아니면 출산으로 이어졌 는지,또는 출산 이전에 결혼을 하였는지 등의 경우에 따라 그 효과가 상이하게 발생할 수 있다.따라서 본 연구는 혼전임신과 관련하여 몇 가지의 상이한 경우 를 분리하여 분석하고자 하는데,이 변수들은 다음과 같다.

(i)혼전임신-결혼:여성이 혼전임신을 하고 출산 이전에 결혼하는 경우, (ii)혼전임신-출산:여성이 혼전임신을 하고 결혼하지 않은 상태에서 출산을 하는 경우,

(iii)혼전임신-낙태:여성이 혼전임신을 하고 인공임신중절 또는 자연유산을 할 경우.

이 같은 변수 정의에 따르면,기혼 여성 7,257명 중 혼전임신에 해당하는 여 성은 900명(12.40%)이었으며 그 중 혼전임신-결혼에 해당하는 여성은 661명 (전체 혼전임신 여성의 73.44%),혼전임신-출산 여성은 21명(2.33%),혼전임신

3)3개월 기간 대신 1개월,2개월,4개월의 기간을 이용하여 혼전임신을 정의한 경우 실증분 석의 결과가 3개월을 이용한 경우의 것과 정성적(qualitatively)으로 동일하였다.이 기간 이 짧을수록 우리가 보려는 혼전임신의 결혼시장 탐색에 대한 영향을 포착하기 어렵기 때 문에 이혼에 미치는 효과가 적어질 것이라 예상되는데,우리의 실증분석 결과도 이 예상 을 뒷받침하고 있다.

-낙태 여성은 218명(24.22%)⁴⁾이다.이들 여성의 평균 출생연도가 1968년이고 이들 코호트(cohort)의 성에 대한 문화가 상당히 보수적이었던 것을 고려하면 예상 밖의 많은 수의 여성이 혼전임신을 경험하였음을 알 수 있다.

본 데이터에서 이혼경험과 혼전임신의 상관관계를 살펴보면(<표3> 참조),이 혼을 경험한 여성 490명 중 85.10%인 417명은 혼전임신이 아니었고,14.90% 인 73명은 혼전임신이었다.이 73명의 혼전임신 경험자 중 혼전임신-결혼 여성 은 50명(이혼 경험자 중 10.20%),혼전임신-출산 여성은 4명(0.82%),혼전임 신-낙태 여성은 19명(3.88%)이었다.이혼하지 않은 여성 총 6,767명 중 5,940 명(87.78%)은 혼전임신이 아니었고,827명(12.22%)은 혼전임신이었다.이 827 명 중 혼전임신-결혼의 경우는 611명(비이혼 경험자 중 9.03%),혼전임신-출 산의 경우는 17명(0.25%),혼전임신-낙태의 경우가 199명(2.94%)이었다.

<표 3> 혼전임신과 이혼의 상관관계

이혼 비이혼 합계

혼전임신 아님 417(85.10) 5,940(87.78) 6,357 혼전임신 73(14.90) 827(12.22) 900 혼전임신-결혼 50(10.20) 611(9.03) 661 혼전임신-출산 4(0.82) 17(0.25) 21 혼전임신-낙태 19(3.88) 199(2.94) 218 합계 490(100.00) 6,767(100.00) 7,257 주 :()은 (비)이혼경험자 중 혼전임신관련 건수× 

본 연구의 주요 변수인 혼전임신 경험 이외에 이혼에 영향을 주는 변수는 선 행연구를 통해 제시되어 왔다.이에 따라 본 연구에서는 여러 가지 여성의 사 회,경제적 변수와 기존의 자녀수,혼인연령 등을 설명변수로 분석에 이용하였 다.출산력 데이터가 조사 시점의 현재 배우자의 정보는 포함하고 있으나 이혼 당시의 전 남편에 대한 정보는 많은 부분이 누락되어 있는데 이는 본 연구 자 료의 미흡한 점이라 할 수 있다.

4)혼전임신-낙태 중 자연유산의 비율은 전체 혼전임신 여성 중 31명인 3.44%에 해당한다.

여성의 연령이 높아질수록 재혼시장에서의 배우자 선택 폭이 좁아질 수 있기 때문에 결혼의 안정성이 높아질 수 있다.또한 연령이 높아질수록 결혼 내에서 더 많은 인적자본을 배우자와 나눌 수 있게 되어 결혼안정성이 높아질 수도 있 다.이 같은 여성의 연령효과를 추정하기 위하여 본 연구는 설문응답 여성의 각 시점에서의 만연령을 설명변수로 사용하였다.

교육수준이 높은 여성의 경우 교육수준이 비슷한 배우자를 만나게 되고 따라 서 결혼의 편익이 높아져 안정적인 결혼생활을 할 가능성이 있다.반면에 교육 수준이 높은 여성은 재혼시장에서의 정보 획득이 용이하여 배우자 선택의 폭이 넓어질 수 있고 상대적으로 이혼할 확률이 높아질 수도 있다.교육수준의 결혼 안정성에 대한 효과를 추정하기 위하여 조사 여성들을 최종학력을 기준으로 네 개의 그룹으로 구분하였는데,이들 그룹은 (i)고등학교 중퇴 이하의 학력 (실증 분석에서는 “중졸이하”로 부름),(ii)대학교 중퇴 이하의 학력 (“고졸”로 부름), (iii)전문대학 졸업자 (“전문대졸”로 부름),(iv)4년제 대학교 졸업자 (“대졸”

로 부름)등이다.실증 분석에서는 대졸 그룹이 준거그룹으로 이용되었다.

여성의 경제력은 현재 결혼의 안정성이나 이혼,그리고 그 이후의 재혼시장에 서의 탐색 등에서 큰 영향을 미칠 수 있다.그러나 그 영향은 단순 비례적이지 만은 아닐 수 있다.배우자의 소득과 비교하여 크게 불균형적이지 않다면 여성 의 소득이 높아질수록 현재 결혼은 더 안정적일 수 있다.하지만 여성의 소득이 불균형적으로 너무 높아지면 오히려 안정성을 저해할 수도 있다.이 논의에서 배우자의 소득은 주어진 것으로 간주하지만,본 연구의 실증분석에서는 남편의 소득이나 임금이 고려되지 않고 있다.따라서 여성의 소득 효과는 남편 소득의 효과도 함께 반영하고 있다고 할 수 있다.

출산력 데이터에는 각 여성의 전 생애 기간 동안의 소득 또는 임금이 보고되 어 있지 않고,조사 시점에서 노동시장에 참여한 여성들(총 3,825명)만의 임금 이 보고되어 있기 때문에 Mincer(1974)의 임금함수를 이용하여 추정된 임금을 설명변수로 사용하였다.Mincer의 임금 추정식은 여성의 2006년도 월평균근로 소득에 로그를 취한 것을 종속변수로 하고,교육연수,노동시장 경력,경력의 제 곱과 같이 노동생산성에 영향을 미치는 인적자본변수와 그 외에 거주지와 같은 임금결정에 영향을 미치는 것들을 설명변수로 사용하였다.이렇게 추정된 각 계 수들과 각 기간 변수 값들을 이용하여 한 여성 전 생애 동안의 연도별 임금소 득을 추정하였다.

ln

   ×교육연수

  ×경력

  ×경력

  ×대도시

  ×기타시

  ⋯

 ≦ 

식(7)과 같은 Mincer 임금추정에서 교육연수는 통상적으로 기존 연구에서 사용되어온 최종학력까지 교육기간의 햇수로 추정하였다.경력 변수는 여성이 일한 시점과 퇴직한 시점에 관한 정보를 이용하여 각 해마다의 노동시장 경력 햇수를 말한다.거주지 관련 변수들은 조사 시점의 거주지를 바탕으로 하여 구 축되었는데,세 개의 지역으로 구분하였다(7대 대도시,기타 도시,읍면).

혼인을 어린 나이에 하는 경우 배우자의 탐색기간이 부족하여 결혼의 안정성 이 낮아질 수 있다.반면 혼인이 너무 늦어질 경우 혼인시장에서 매칭이 가능한 남성의 수가 줄어서 적합한 배우자를 찾는 것이 더 어려워질 수도 있고 결혼안 정성이 낮아질 수 있다.본 연구에서 초혼연령은 여성이 처음 결혼한 시점에서 의 연령이며,만 19세 이하,20-24세,25-29세,30세 이상의 네 그룹으로 구분 하여 더미변수로 분석하였다.데이터에서 여성의 평균 초혼연령은 만 24세이며 기혼여성의 약 88%가 20대에 결혼한 것으로 나타났다.

자녀는 배우자와 공동 투자한 “결혼 특수자본(marriage-specificcapital)”이 므로 자녀가 많을수록 결혼의 안정성은 높아지고 이혼의 확률은 낮아질 것이라 예상된다.자녀수에 관한 변수는 출산기록을 사용하여 조사시점 또는 이혼별거 시점까지의 출산한 자녀를 기준으로 하였다.한 명도 출산하지 않은 경우,한 명 출산,두 명 출산,세 명 이상 출산으로 구분하였다.

본 연구의 실증분석에서 더미변수가 아닌 모든 설명변수는 로그 변환된 값으 로 이용되었다.주요변수의 설명과 통계량은 <표4>에 제시되어 있다.

변수명 변수 설명 평균 최소값 최대값 로그연령 로그 여성의 만연령 3.45 2.71 3.89

초혼연령

첫 번째 결혼 시점의 만연령 23.56 14 47 19세 이하 (8.74) 0 1 20～24세,준거변수 (55.88) 0 1 25～29세 (31.88) 0 1 30세 이상 (3.50) 0 1

교육수준 11.98 0 16

중학교 졸업 고등학교 중퇴 이하의 학력 (21.29) 0 1 고등학교 졸업 대학교 중퇴 이하의 학력 (54.43) 0 1 전문대학 졸업 전문대학 졸업 (7.70) 0 1 대학교 졸업 4년제 대학교 졸업,준거변수 (16.59) 0 1 로그추정임금 연속변수,로그 추정된 여성의 월소득 3.87 0.80 4.70

자녀수

0명 출산,준거변수 (11.49) 0 1 1명 출산 (25.95) 0 1 2명 출산 (53.05) 0 1 3명 이상 출산 (9.52) 0 1

<표 4> 주요 변수 설명과 기초통계량

주 :()안은 비율임.

2 .분석방법 및 모형

본 연구는 혼전임신이 이혼에 미치는 영향을 살펴보기 위해 기간분석 (durationanalysis)을 이용하였다.기간분석은 시간이 경과함에 따라 관찰사건 (여기서는 이혼)이 발생할 확률도 변할 때 사용하는데 조사기간 동안 관찰사건 이 발생하지 않은 경우까지 포함할 수 있어 표본선택편의(sample selection bias)의 문제를 줄일 수 있다는 장점이 있다.

결혼을 한 여성은 매 순간 이혼에 노출되어 있는데,시점 까지 결혼을 지속한 개인이 에서부터 매우 짧은 사이에 이혼을 경험할 확률이 위험함수 이다.

 

exp  ′

여기서,는 결혼지속기간,는 추정해야 할 파라미터 값, 는 벡터로 표시 된 설명변수,_는 기저위험함수(baselinehazard function)⁵⁾이다.본 연구 에서는 콕스 비례위험모형(Cox proportionalhazard model,이하 콕스 모형) 과 와이블 모형(Weibullmodel)으로 추정하는데,콕스 모형은 _에 대해서 어떠한 분포형태도 가정하지 않는 반면 와이블 모형은 _ ^{  }(는 상수,

  )으로 생존시간의 분포가 시간에 따라 지수적으로 단조 증가 또는 단조 감소함(와이블 분포)을 가정한다.

이들 모형에서 는 일반회귀분석에서의 회귀계수와 유사한 것으로,한 설명 변수의 가 양(+)의 값을 가지면 그 변수는 이혼 위험을 높이고 음(-)의 값을 가지면 이혼 위험을 낮추는 효과를 갖는다.그리고 상대위험도(hazard ratio)⁶⁾ 는 exp()으로 계산된다.가 양(+)의 값이면 exp()은 1.0보다 큰 값을 갖게 되고 exp  ×  만큼 이혼이 발생할 확률이 증가한다고 해석한다.반 대로 회귀계수 가 음(-)의 값을 가지면 exp()은 1.0보다 작은 값을 갖게 되 고 exp   ×  만큼 이혼이 발생할 확률이 상대적으로 감소한다고 해석 할 수 있다(Teachman,1983;MartinandBumpass,1989).

설명변수  는 본 연구의 주요 변수인 혼전임신 더미변수와 혼전임신-결혼더 미,혼전임신-출산더미,혼전임신-낙태더미 이외에 연령,초혼연령,교육수준, 자녀수,임금 등을 포함한다.본 연구에서 혼전임신의 영향을 좀 더 체계적으로 분석하기 위하여 다음과 같이 추정한다.[모형1]은 연령,초혼연령,교육수준,자 녀수와 추정임금을 포함하고 연구의 주요 설명변수인 혼전임신 변수를 포함하 지 않았다.[모형2]에는 혼전임신더미가 추가되는데,두 모형의 결과를 비교함으 로써 혼전임신 변수가 다른 설명변수와 다중공선성이 있는지 또는 혼전임신 변 수가 다른 설명변수를 통하여 이혼에 영향을 미치는 지를 살펴볼 수 있다.[모 형3]은 혼전임신이 어떤 경로를 통하여 영향을 미치는 지를 추정하기 위하여 혼전임신을 그 결과에 따라 결혼,출산,낙태로 나누어 보고 있다.

5)기저위험함수(baselinehazardfunction)는 모든 설명변수가 0의 값을 가지게 될 때 관찰 시간 에서의 이혼 확률을 의미한다.

6)상대위험도(hazard ratio)는 _

 ( exp′)으로 시점 에서 위험이 기저위험함수

_에 비하여 상대적으로 얼마나 다른가를 나타낸다(박재빈,2007).

Ⅳ.연구결과

본 연구는 혼전임신이 이혼에 미치는 영향을 콕스 모형과 와이블 모형을 이 용하여 분석하였다.각 모형의 추정 결과는 <표5>와 <표6>에 각기 보고되어 있고,이 표들은 회귀계수()와 상대위험도(hazard ratio)에 대한 추정치를 포 함한다.아래의 분석결과에 대한 설명은 주로 콕스 모형을 중심으로 서술되었으 며 와이블 모형과 차이가 있는 경우 그 차이점을 서술하였다.

<표5>의 [모형2]에서 혼전임신을 경험한 여성은 혼전임신이 아닌 여성보다 이혼할 확률이 상대적으로 약 41% 증가하였다.이현송(1997)의 연구에서 혼전 임신이 이혼에 미치는 효과는 통계적으로 유의하지 않았지만 본 연구에서 혼전 임신은 통계적으로 유의하게 이혼 확률을 증가시켰다.

이를 구체적으로 혼전임신-결혼,혼전임신-출산,혼전임신-낙태로 구분하여 분석하면([모형3]),혼전임신 때문에 결혼한 여성(혼전임신-결혼)은 결혼 후에 첫 번째 임신을 한 여성(결혼 후 임신)보다 이혼할 확률이 상대적으로 약 35% 증가하였다.그리고 혼전임신-출산은 결혼 후 임신에 비하여 이혼 확률이 230% 이상 증가함을 확인할 수 있다.그리고 혼전임신-낙태의 효과는 통계적 으로 유의하지 않았다.

본 연구에서는 혼전임신-출산뿐만 아니라 혼전임신-결혼도 이혼 확률을 증가 시켰다.이러한 결과는 혼전임신-출산은 이혼에 영향을 미치지만 혼전임신-결 혼은 이혼에 영향을 미치지 않는다는 해외 연구결과(Bumpass and Sweet, 1972;Teachman,1983;Billy etal.,1986;WaiteandLillard,1991)와 같 지 않다.이러한 차이는 한국 사회에서 혼전임신은 배우자 탐색비용을 크게 증 가시켜,자신과 적합하지 않은 배우자라 할지라도 결혼할 가능성을 높이기 때문 이다.따라서 혼전임신 때문에 결혼하게 될 경우,결혼의 산출물이 감소하여 이 혼을 증가시키는 요인으로 작용할 수 있음을 알 수 있다.

한편 혼전임신-출산이 이혼에 미치는 영향이 큰 것은 해외 연구결과와 유사 하다.혼전임신-출산의 효과가 크게 나타나는 이유에 대해 연구자들은 첫째,혼 전임신-출산의 경우 혼전임신-결혼보다 아이의 생물학적 아버지와 결혼할 가능 성이 적고 둘째,혼전임신-출산을 경험한 여성은 결혼시장에서 적합한 배우자를 찾는데 한계가 있을 수 있으며 셋째,이미 혼자서 아이를 키워 보았기 때문에

다시 홀로 아이를 키우는 상황을 덜 꺼려하게 된다고 설명한다(Teachman, 1983;MorganandRindfuss,1985).

<표 5> 콕스 모형의 추정결과 모형1 기본모형

모형2 혼전임신 포함

모형3 혼전임신- 결혼,출산,낙태 포함

 exp()  exp()  exp() 혼전임신 　 　 0.344*** 1.411*** 　 　

　 　 (0.129) (0.182) 　 　 혼전임신-결혼 　 　 　 　 0.299** 1.349**

　 　 　 　 (0.152) (0.205) 혼전임신-출산 　 　 　 　 1.206** 3.342**

　 　 　 　 (0.505) (1.689) 혼전임신-낙태 　 　 　 　 0.345 1.412

　 　 　 　 (0.235) (0.332) 로그연령 -0.057 0.944 -0.048 0.953 -0.067 0.935

(0.982) (0.927) (0.982) (0.935) (0.981) (0.917) 초혼연령

:19세 이하

0.656*** 1.927*** 0.659*** 1.934*** 0.652*** 1.919***

(0.182) (0.351) (0.182) (0.351) (0.182) (0.348) 초혼연령

:25～29세

-0.142 0.868 -0.133 0.875 -0.132 0.876 (0.163) (0.141) (0.163) (0.143) (0.163) (0.143) 초혼연령

:30세 이상

0.208 1.231 0.206 1.229 0.212 1.236 (0.370) (0.456) (0.370) (0.455) (0.370) (0.458) 교육수준

:중졸이하

0.882*** 2.415*** 0.866*** 2.377*** 0.869*** 2.384***

(0.260) (0.628) (0.260) (0.617) (0.260) (0.619) 교육수준

:고졸

0.645*** 1.906*** 0.622*** 1.862*** 0.626*** 1.869***

(0.193) (0.367) (0.193) (0.359) (0.193) (0.360) 교육수준

:전문대졸

0.554** 1.740** 0.537** 1.711** 0.542** 1.720**

(0.243) (0.423) (0.243) (0.416) (0.243) (0.418) 자녀수

:1명

-0.609*** 0.544*** -0.644*** 0.525*** -0.643*** 0.526***

(0.170) (0.093) (0.171) (0.090) (0.171) (0.090) 자녀수

:2명

-1.429*** 0.240*** -1.485*** 0.226*** -1.487*** 0.226***

(0.174) (0.042) (0.175) (0.040) (0.175) (0.040) 자녀수

:3명 이상

-1.786*** 0.168*** -1.845*** 0.158*** -1.851*** 0.157***

(0.231) (0.039) (0.232) (0.037) (0.232) (0.036) 로그추정임금 0.066 1.069 0.062 1.064 0.067 1.070

(0.145) (0.155) (0.145) (0.154) (0.145) (0.155) No.ofobs. 104,260 104,260 104,260 No.ofsubjects 7,257 7,257 7,257

No.ofevents 490 490 490 LR^(d.f) 153.74(11) 160.38(12) 162.74(14) Loglikelihood -3968.7528 -3965.4345 -3964.2505 주1:괄호안은 표준오차임.

주2:*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01