기혼여성의 노동시장 자녀와 관련이 있나-3

캐나다 퀘벡에서는 보편적 보육제도 도입으로 보육시설 이용과 모(母)의
노동 공급이 모두 증가하였다(Baker, 2008; Hacek, Lefebvre & Merrigan,
2015). 반면, 노르웨이는 보육보조금을 3~6세까지 확대하였는데 비공식적
보육(informal childcare)에 대한 구축효과만 존재할 뿐, 여성 고용률은
증가하지 않았다(Havens & Mogstad, 2011). 스웨덴은 보편적 보육 정책 도입 후 보육비 상한제를 시행하였으나 추가적인 보육비 인하는 노동 공급에 영향을 주지 않았다(Lund in, Mörk & Öckert, 2008).

자녀를 전일제 보육시설이나 초등학교에 보낼 경우 여성의 육아부담이
줄어든다. Paull(2008)은 자녀성장시기별 어머니의 근로시간변화를
살펴보았다. 분석결과에서 초등학교에 입학하는 자녀가 있을 때 전일제
일자리로 취업할 확률이 가장 낮았다.

반면, Jeon(2008)의 연구에서는 자녀의 취학이 어머니의 취업이나 재취업에 영향을 주지 않았다.

Gelbach(2002)연구에서는 자녀의 생일이 속하는 분기에 따라 공립학교
등록시기가 달라지는 점을 이용하여, 공립학교 이용이 어머니의 노동공급에
미치는 영향을 살펴보았다. 연구결과를 보면, 자녀의 공립학교 입학으로
어머니의 노동공급이 증가하고, 정부보조를 받는 편모가정의 수가 감소하였다.
경력단절 여성에 대한 국내 연구는 주로 퇴직이나 재취업 요인을 살펴본다.
학력이나 일자리 특성 같은 설명변수와 달리 자녀는 일관된 결과를 보여준다.
분석결과에 따르면 미취학 자녀는 모(母)의 노동공급에 부정적인 영향을 주었다.
장지연김지경(2001)은 1~3 차 노동패널을 사용하여, 자녀가 있는
기혼여성들의 1997 년 이후 취업기간(spell)을 콕스모형으로 분석하였다.
장지연김지경은 취업 기간 초기에 만 13 세 미만 자녀가 있는 여성들을
표본으로 하여 경력단절 확률을 살펴보았다. 3 세 미만 자녀를 둔 여성을
기준으로 3~6 세, 7 세 이상 자녀가 있는 여성을 비교한 결과 어린 자녀가
있을수록 경력단절 확률이 높았다. 자녀 수가 둘 이상인 경우에도 노동시장 이탈
확률이 증가하였다. 그러나 여성의 교육수준이나 보육시설 이용 여부는 경력단절
확률에 영향을 주지 않았다.

김정호(2013)는 1 차~11 차 노동패널을 사용하여 25 세~34 세 여성들의
노동시장 참여 여부, 경력단절 요인, 경력복귀 요인을 고정효과 선형확률
모형으로 추정하였다. 자녀 효과를 보면, 만 5 세 이하 자녀 수는 노동시장 참여
확률을 낮추었다. 반면, 만 6 세~18 세 자녀는 취업확률에 영향을 주지 않았다.
경력단절 요인을 분석한 결과에서 초중고 자녀 수는 경력단절 확률을 낮추고,
0 세~5 세 자녀 수는 영향을 주지 않았다. 복귀요인 분석에서는 5 세 미만 자녀
수가 취업확률에 부정적인 영향을 주었다. 결과를 종합하면, 영유아 자녀는
경력단절보다는 경력복귀에 부정적인 영향을 주었다.

조동훈(2016)은 결혼이나 출산 경험이 있는 여성을 대상으로 한 ｢2013 년
경력단절 여성 등의 경제활동실태조사｣를 사용하여 여성들의 경력단절 확률을
살펴보았다. 분석결과를 보면, 8 세 이하 자녀가 있는 여성은 (미취학 자녀가
없는 여성보다) 경력단절 확률이 높았다. 학력으로 보면, 4 년제 대학 졸업자보다
고등학교/전문대학 졸업자의 경력단절 확률이 높았다. 또한 공공 부분에서
종사하거나 모성보호 제도가 있는 직장에 다니는 여성은 경력단절확률이 낮았다.
김지경조유현(2003)은 첫 출산으로 경력단절을 경험한 여성들의 복귀요인을 알아보기 위해 1~4 차 노동패널을 사용하였다. 첫 자녀 출산 시기가  1997 년 이후이고, 출산 전에 취업상태였던 여성 128 명을 콕스모형으로 분석한
결과, 보육대행자가 있을 때 복귀 확률이 2 배 이상 높았다. 전문대졸 이상
여성의 경력복귀 확률이 고졸 이하 여성보다 높았다. 취업형태를 보면,
경력단절(출산) 당시 일자리가 임금직이었던 여성의 경력복귀 확률이 비임금직
여성보다 낮았다.
이유진김의준 (2014)은 복지패널을 사용하여 경력복귀 요인을 살펴보았다.
표본을 전문대학 이상의 고학력 집단과 고졸 이하의 저학력 집단으로 구분하여
분석한 결과, 만 7 세 이하 미취학 자녀 수가 많을수록 두 집단 모두에서 재취업
이행률이 낮았다. 초등학생(8 세 이상 13 세 이하) 자녀 수는 저학력 여성들의
재취업 확률을 높였다. 그러나 고학력 여성들의 경력복귀에는 초등학생 자녀
수가 영향을 주지 않았다.

김난주(2016)는 「2013 년 경력단절 여성 등의 경제활동실태조사」
원자료를 콕스모형으로 분석하였다. 분석 표본은 자녀가 있는 기혼여성으로
설정하였다. 이를 위해 김난주는 임신, 출산, 가족돌봄, 육아로 인해 퇴직한
여성을 표본으로 설정하고, 결혼으로 퇴직한 여성은 제외하였다. 연구결과를
보면 고학력일 수록, 단절당시 일자리의 임금이 높을 수록, 임금근로자였던 경우
복귀가 빨랐다. 복귀 후 직업 유지 확률을 분석한 결과, 미취학 자녀가 없는
여성이 (미취학 자녀가 있는 여성보다) 직업을 유지할 확률이 높았다. 또한
배우자가 없거나 생계목적으로 취업한 경우 재취업 후 직업 유지 가능성이
높았다.

김주영우석진(2009)은 결혼 전후 1 년 사이에 퇴직한 여성들의 재취업
결정요인을 여성가족패널 1, 2 차 조사로 살펴보았다. 자녀 효과를 살펴보기 위해,
만 5 세 미만, 만 5~6 세, 만 7 세~18 세 자녀 수를 변수로 사용하였다.

이항로짓모형으로 분석한 결과, 5 세 미만 자녀 수는 고용률에 부정적인 영향을
주었다. 5~6 세 자녀 수도 부정적인 영향을 주지만, 5 세 미만 자녀 수 효과보다
작았다. 반면, 7 세~18 세 자녀 수는 여성의 경력복귀에 유의한 영향을 주지
않았다. 배우자의 월 소득과 자산효과의 대리변수인 주택가격도 재취업에
부정적인 영향을 주었다. 학력은 유의하지 않지만, 나이는 재취업 확률을 높였다.
재취업에 미치는 영향을 다항로짓모형으로 추정한 결과를 보면, 5 세 미만 자녀
수가 전일제 일자리 선택에 부정적인 영향을 주었지만, 시간제 일자리 선택에는
유의한 영향을 주지 않았다.

경력단절 여성에 대한 기존 연구는 몇 가지 한계점이 있다. 첫째, 경력단절
여성에 대한 다수의 국내 문헌은 내생성을 통제하지 않았다. 여성의 노동공급과
자녀 수는 내생성이 존재한다. 내생성 문제는 주로 역인과관계, 누락변수로 인한
편의, 측정오차 등으로 인해 발생한다.

따라서 도구변수, 이중차분(Differencein-differences)과 같은 준 실험적 방법으로 내생성을 통제하지 않으면
인과관계로 해석하기 어렵다.

두번째, 자녀를 취학연령과 미취학연령으로 구분하기 때문에 초등학교 입학
시기의 특수성을 고려하지 못한다. 이분법적으로 자녀연령을 구분하면 초등학교
입학 시기의 특수성을 고려하지 못한다. 앞서 언급한 바와 같이 자녀의 학교
적응을 돕기 위해 초등학교 입학 시기에 여성들이 휴직이나 퇴직을 고려하는
경우가 드물지 않다. 또한, 어린이집, 유치원과 달리 하교 시간이 이르기 때문에
만 7 세 시기는 맞벌이 여성들의 노동공급 결정에 영향을 줄 가능성이 높다.
따라서 초등학교 입학 시기의 특수성을 간과한 채 취학연령으로 구분할 경우
해당 시기의 효과를 제대로 파악하기 어렵다.

세 번째, 횡단면 자료는 사용가능한 과거 정보가 제한적이므로 생존분석에
적절하지 않다. 패널 자료를 사용한 기존연구는 주로 단절 혹은 복귀 중 한 가지
연구만 수행하여, 경력단절 이후 복귀 혹은 복귀 이후 재단절 여부에 대해 알 수
없다.

 

중앙대 석사논문 박세은