KDI Open Access is a program of fully open access journals to facilitate the widest possible dissemination of high-quality research. All research articles published in KDI JEP are immediately, permanently and freely available online for everyone to read, download and share in terms of the Creative Commons Attribution 4.0 International License.

Parental Leave and Female Labor Supply in Korea

Author & Article History

Manuscript received 27 June 2010; revision received 18 October 2010; accepted 03 February 2012.

Abstract

It is often argued that the parental leave should be extended in order to help employees achieve the balance of work and family life. However, one should be careful in designing the parental leave since there is a tradeoff between the continuity of employment after childbearing and the depreciation of human capital due to the time off the work. The paper investigates whether the parental leave payment introduced in Korea in 2001 helped women's take-up of the leave and employment after giving birth. The results are as follows. First, the increase in the payment indeed raised the female take-up of the leave. Second, women returned to labor market less often after giving birth in the short run, but the size of the effect tends to decrease in the long run. However, the negative effect on returning to the same workplace after the birth remains significant in the long run. Lastly, there is no evidence that the share of women of childbearing age at workplace changed due to the increase in the parental leave payment. Although there is a limitation in that the analysis is based only on the employment covered by the Employment Insurance, these findings imply that the increase in the parental leave payment may not be an effective policy tool for promoting female labor market participation. On the other hand, it should be noted that it is necessary to pay attention to child development as well as female employment as an objective in order to make an overall judgement on the parental leave policy

Keywords

육아휴직, 여성 노동공급, Parental Leave, Female Labor Supply

JEL Code

J22, J32

Ⅰ. 서 론

고용보험사업의 일환으로 지난 2001년 말부터 육아휴직기간 동안 일정 급여를 지원하기 시작한 이래 여성근로자의 육아휴직 이용률이 빠른 속도로 증가해 왔다. 산전후휴가급여를 수급한 고용보험 피보험자 수 대비 육아휴직급여 수급자 수의 비율은 2002년 16.6%에서 2008년 40.3%로 증가했다. 최근 근로자가 일과 가정의 조화로운 생활을 영위할 수 있도록 정부가 지원해야 한다는 사회적 요구가 증대함에 따라 육아휴직의 기간 및 급여액을 추가적으로 늘려야 한다는 주장이 종종 제기되고 있다. 그러나 육아휴직의 이용은 여성의 근로의욕을 고취함과 동시에 근로자의 지식 또는 기술을 감퇴시켜 장기적으로 근로활동을 저해할 수 있다는 점에서 보다 세심한 접근이 필요하다.

본 연구는 급여제공을 통한 육아휴직 지원사업이 출산한 여성에 대하여 고용의 연속성을 증진시켰는지 조사함을 목적으로 한다. 휴직 후 복귀할 수 있는 권리가 보장되어 있을지라도, 과연 근로활동의 일시적인 단절이 향후 노동시장 참여에 어떠한 영향을 미치는지는 육아휴직 지원제도를 기획하는 데에 있어서 필요한 핵심적인 정보이다.

육아휴직제도와 여성의 고용 간의 관계에 대한 선행 연구 중에는 짧은 기간의 휴직은 고용에 긍정적인 효과를 가져온다는 연구(Ruhm[1998]; Hofferth and Curtin[2006])가 존재하는 한편, 장기적으로 뚜렷한 효과가 없다는 상반된 결과도 있다(Schönberg and Ludsteck[2007]). 이는 육아휴직제도의 확대와 고용 간의 관계가 각 사회의 제도적․문화적 환경에 따라 달라질 수 있음을 의미한다. 본 연구는 육아휴직으로 인한 여성 고용의 파급효과를 처음으로 국내 자료를 이용하여 분석했다는 데에 의의가 있다.

본 연구의 실증분석은 고용보험 피보험자 원자료를 이용하여 일차적으로 육아휴직급여의 제공이 여성근로자의 육아휴직 이용률을 증가시켰는지를 살펴보고, 동일한 정책 변화가 여성의 출산 후 노동시장 복귀율에 어떠한 영향을 끼쳤는지를 조사한다. 또한 이러한 정책 변화로 인해 사업장 단위에서 가임기 여성근로자의 비중이 변하였는지도 확인한다.

주요 분석 결과는 다음과 같다. 육아휴직급여의 증가로 인해 여성근로자의 육아휴직 이용률이 증가한 것으로 나타났다. 구체적으로 전체 육아휴직기간 동안의 급여가 월 20만원에서 월 30만원으로, 월 30만원에서 월 40만원으로, 월 40만원에서 월 50만원으로 증가하는 경우, 출산한 여성근로자의 육아휴직 이용률은 각각 5.46%p, 6.27%p, 12.09%p 증가하는 것으로 나타났고, 육아휴직기간은 각각 11.58일, 13.74일, 27.10일 증가하는 것으로 나타났다. 또한 육아휴직급여의 증가로 인해 여성근로자의 노동시장 복귀율이 단기적으로 하락하였고, 이러한 효과는 장기로 갈수록 작아지는 경향이 있는 반면, 동일 직장으로의 복귀율에 미치는 부정적인 효과는 시간이 지나도 지속되는 것으로 추정되었다. 마지막으로 육아휴직급여 지원정책으로 인해 사업장 단위에서 가임기 여성근로자의 비중이 변하였는지에 대해서는 뚜렷한 증거를 발견하지 못하였다. 따라서 국내 노동시장 환경에서 육아휴직급여의 증액이 장기적으로 여성의 근로활동을 저해할 가능성을 주시하면서, 여성의 경제활동 참여를 장려하기 위한 정책으로서 육아휴직 지원과 함께 보육 지원 등 다른 정책수단을 비교하여, 보다 효과적인 수단을 모색할 필요가 있다.

본 논문의 구성은 다음과 같다. 제Ⅱ장에서는 육아휴직과 여성 노동공급의 관계에 관한 기존 문헌을 살펴보고, 제Ⅲ장에서는 국내 육아휴직 지원사업의 내용 및 이용 현황을 확인한다. 제Ⅳ장에서는 실증분석을 위한 통계모형과 자료를 소개하고, 추정 결과를 설명한다. 제Ⅴ장에서는 결론을 제시한다

Ⅱ. 육아휴직과 여성 노동공급에 관한 선행 연구

육아휴직기간의 연장이 여성의 경제활동 참여에 미치는 단기적인 효과에 대한 선행연구 결과는 국가에 따라 혼재되어 있다. 반면, 장기적인 효과는 대체로 미미한 것으로 나타났다.

Hanratty and Trzcinski(2009)는 캐나다에서 2000년 유급 육아휴직이 25주에서 50주로 연장됨에 따라 여성의 출산 후 직장 복귀가 늦춰지는 경향이 있으나, 출산 1년 후의 노동공급에는 별다른 영향을 미치지 않았음을 발견하였다. 반면, Baker and Milligan(2008)은 동일한 제도 변화로 인해 여성이 집에서 자녀를 양육하는 시간이 늘었으나, 휴직 후 출산 전에 근무하던 직장으로의 복귀율이 증가해 여성의 고용 연속성이 향상되었다고 결론을 내렸다. 그러나 Baker and Milligan(2008)은 출산 후 1년 이내의 노동공급만을 관찰했다는 한계점이 존재한다.

오스트리아에서는 1990년 유급 육아휴직기간이 1년에서 2년으로 연장되었고, 1996년에는 다시 18개월로 축소되었다. Lalive and Zweimüller(2009)는 이러한 정책 변화를 이용하여 육아휴직의 연장이 출산 후 3년 이내의 노동공급을 낮추나, 그 이후부터 출산 후 10년까지의 기간 동안에는 노동공급에 큰 영향이 없음을 발견하였다. 이러한 결과를 바탕으로 Lalive and Zweimüller(2009)는 육아휴직기간을 늘리는 정책이 여성의 장기적인 경력개발에 해가 되지 않는다고 추론하였다.

1979년 이래로 육아휴직 기간 및 급여에 있어서 수차례의 정책 변화를 경험한 독일의 사례를 연구한 Ondrich et al.(2003)은 육아휴직 연장이 여성의 근로 연속성을 낮추는 효과가 있었음을 나타내는 간접적인 증거를 제시하였다. Schönberg and Ludsteck(2007)도 독일의 육아휴직기간 연장으로 여성이 직장에 더 늦게 복귀하는 경향이 있음을 발견하였고, 이러한 효과는 2개월에서 6개월로의 연장에서 가장 크고, 18개월에서 36개월로의 연장에서 가장 작음을 보였다. 그러나 Schönberg and Ludsteck(2007)은 육아휴직기간의 연장이 장기적으로 여성의 경제활동 참여율에는 큰 영향을 미치지 않으나 여성의 임금을 낮추는 효과가 있음을 보여, 여성의 근로여건에 부분적으로 부정적인 효과가 있다는 결론을 도출하였다.

개별 근로자 단위의 자료가 아닌 국가 단위의 패널 자료를 이용한 연구로서 Ruhm(1998)은 유럽 9개국을 대상으로 약 3개월간의 짧은 휴직은 고용을 증가시키고 임금에는 영향이 없으나, 휴직기간이 길어질수록 고용은 증가하더라도 시간당 임금은 감소함을 발견하였다.

본 연구는 육아휴직제도의 변화로 인한 개별 근로자의 노동공급 변화를 관찰했다는 점에서 최근의 선행 연구와 공통점을 갖는다. 그러나 선행 연구에서는 대부분 육아휴직기간의 연장으로 인한 효과를 추정한 데 반해, 본 연구에서는 육아휴직급여의 인상에 의한 효과를 추정하여 기존 연구 결과를 보완한다고 할 수 있다. 다만, 육아휴직제도의 활용도 및 노동공급효과가 보육서비스시장의 발전 정도 등 다른 사회제도에 의해 영향을 받는다는 점에서 본 연구 결과는 제도의 보편성과 우리나라 여건의 특수성을 감안하여 해석할 필요가 있다.

Ⅲ. 육아휴직제도의 현황

우리나라에서는 모성보호를 위한 휴가제도가 2001년 이후 강화되었다. 산전후휴가의 경우 60일간의 휴가가 1953년 근로기준법의 제정과 함께 도입되었으나, 2001년 11월에 90일로 연장됨과 동시에 고용보험에서 연장된 30일에 대한 급여를 지원하게 되었다. 추가적으로 2006년 1월부터는 우선지원대상기업(Small and Medium-sized Firms)에 대해 90일 전체 기간에 대한 급여를 고용보험에서 부담하게 되었다.1)

육아휴직제도는 1987년에 제정된 남녀고용평등법에 의해 도입되어, 만 1세 미만의 영아를 가진 여성근로자가 무급으로 휴직할 수 있는 권리가 보장되었다. 이후 1995년 법 개정을 통해 만 1세 미만 영아를 가진 부모 중 하나가 선택적으로 육아휴직을 사용할 수 있게 되었고, 고용주에게 지급되는 월 20만원의 육아휴직 장려금이 도입되었다. 산전후휴가제도와 마찬가지로 2001년 11월에 육아휴직급여가 신설되어 고용보험에서 육아휴직자에게 월 20만원의 급여를 지급하게 되었다. 이후 육아휴직급여는 단계적으로 증가하여 2007년 4월 이후 월 50만원에 이르렀다.2) 이와 관련하여 2004년 2월에는 대체인력채용장려금이 도입되어 육아휴직 이용 근로자를 대체하여 신규로 인력을 채용하는 고용주에게 월 20만원을 지급하게 되었다.3) 육아휴직 대상 자녀의 연령 기준에 관해서는 2008년 이후에는 만 3세 미만으로, 2010년 2월 이후에는 만 6세 이하로 확대되었다. 한편, 육아휴직 대신 근로시간의 단축을 허용하는 육아기 근로시간 단축제도가 2008년 이후 신설되었다.

육아휴직급여가 도입된 이래 육아휴직 활용도가 지속적으로 증가하였다. [Figure 1] 에서 볼 수 있듯이, 고용보험 피보험자 중 출산 후 육아휴직을 이용한 비율이 2001년 11월에 출산한 여성의 경우 18%에서 2007년 12월 출산자의 경우 35%로 상승하였다.4) 변경된 육아휴직급여는 해당 월에 육아휴직급여를 받는 모든 근로자에게 적용되므로, 12개월간 받을 수 있는 육아휴직 총급여 수준은 2001년 11월 출산 근로자의 경우 240만원에서 2007년 5월 이후 출산 근로자의 경우 600만원으로 증가하였다.5) [Figure 2]는 육아휴직을 이용한 여성근로자의 평균 휴직기간이 같은 기간 동안 187일에서 233일로 증가하였음을 나타낸다. 2001년 이후 단계적으로 시행된 육아휴직급여의 증액이 이러한 활용도 증가에 어느 정도 기여했는지는 다음 장에서 알아보기로 한다.

[Figure 1]

Take-up Rate of Parental Leave After Maternity Leave

jep-34-1-169-f001.tif

Note: Take-up rate was calculated for those who gave birth in the same month.

Source: Employment Insurance Database.

[Figure 2]

Duration of Parental Leave Among Its Takers

jep-34-1-169-f002.tif

Note: Average duration in days is calculated for those takers who gave birth in the same month.

Source: Employment Insurance Database.

Ⅳ. 실증분석

1. 정책변수

2001년 이후에는 육아휴직급여가 증가하였을 뿐만 아니라 고용보험의 산전후휴가급여 지원 확대, 보육료 지원 확대 등 일과 가정의 조화로운 생활을 지원하는 다양한 정책이 시행되었다. 본 분석에서는 월 단위의 육아휴직급여액 변화를 활용하여 정책효과를 추정하고자 한다.

구체적으로 육아휴직 정책변수는 출산시점을 기준으로 하여 육아휴직급여로 각각 20만원, 30만원, 40만원, 50만원을 받을 수 있는 개월 수 등 네 가지 변수이다. <Table 1>에서와 같이 2002년 1월에 출산한 여성은 육아휴직을 이용하는 경우 12개월 동안 20만원을 받을 수 있고, 2002년 2월에 출산한 여성은 12개월 동안 육아휴직을 이용하는 경우 마지막 한 달은 30만원을 받을 수 있다.6) 이렇게 출산월에 따라 서로 다른 급여를 받을 수 있는 개월 수의 합은 육아휴직 최대 기간인 12개월이다.

<Table 1>
Benefits During Parental Leave by Birth Month
jep-34-1-169-t001.tif

이러한 정책변수는 월별 변화에 기초하므로 엄밀하게 말하면 출산월에 대한 월별 더미효과와 구분할 수는 없다. 그러나 일반적으로 연도 단위로 수정되는 다른 정책과는 달리 육아휴직급여는 변경된 급여 액수가 월별로 적용되어, 가능한 모든 월별 더미가 통제되는 경우, 위의 정책변수의 효과가 한계적으로 육아휴직급여의 증액이 성과변수에 미치는 효과라는 해석이 가능하다.7)

2. 자료 설명

본 분석을 위한 기본 자료는 고용보험 원자료이고, 분석의 대상은 고용보험 피보험자인 여성근로자이다. <Table 2>에서 제시된 바와 같이 2009년 기준으로 20~39세인 여성 인구 중 고용보험 피보험자의 비율은 29.5%이고, 동일 연령대 여성 경제활동인구 및 임금근로자 대비 고용보험 피보험자의 비율은 각각 51.1%와 61.9% 수준이다. 이를 감안하면, 고용보험 피보험자가 전체 여성을 대표한다고 보기는 어려우나, 최소한 임금근로자에 대해서는 어느 정도 대표성을 가지는 것으로 이해할 수 있다.

<Table 2>
Coverage of Employment Insurance for The Female Aged 20 to 39
jep-34-1-169-t002.tif

Source: Economically Active Population Survey; Yearbook of Employment Insurance.

고용보험 원자료는 사업장 자료, 피보험자 자료, 모성보호 자료로 구성되어 있고, 육아휴직급여가 도입된 2001년 11월부터 2008년 4월까지의 기간에 발생한 고용상의 사건에 대한 정보를 담고 있다. 본 분석을 위한 최종 자료는 각 부문별 자료를 이용하여 산전후휴가 수급자와 육아휴직 수급자의 근로이력 및 근무 사업장에 대한 정보를 연결하여 구축하였다. 산전후휴가와 육아휴직 이용 여부는 고용보험으로부터 해당 급여를 수급한 경우로 정의한다. 간혹 고용보험급여를 수급하지 않고 산전후휴가나 육아휴직을 이용하는 경우도 있을 것이나 이러한 가능성은 낮은 것으로 보고 배제한다. 또한 본 분석의 주요 목적은 출산을 전후로 한 고용의 안정성 정도이므로, 산전후휴가급여를 수급하지 않았으나, 육아휴직급여를 수급한 사례도 최종 자료에서 제외한다.8) 따라서 최종 표본은 2001년부터 2007년까지의 기간 동안 산전후휴가급여를 수급한 여성근로자이다.

고용보험 원자료상에 존재하는 산전후휴가급여 수급자 260,137명 중 학력 등 관련 변수가 누락되지 않은 구성원은 226,501명이고, 최종 표본의 기술적 통계는 <Table 3>과 같다.9) 산전후휴가 이용 후 육아휴직을 이용한 여성의 비율은 28%이고, 평균 육아휴직기간은 전체 여성의 경우 약 2개월(59.9일)이며, 육아휴직 이용자만을 고려하면 약 7개월(217.6일)이다. 여성의 출산 시 연령은 평균 29.7세이고, 출산시점 기준으로 고용보험 총가입기간은 77개월이다. 여성의 산전후휴가 신청 당시 실질 월급여(통상임금)는 평균 139.6만원이고, 평균 실질 시간당 임금은 6,582원이다. 학력별 구성을 살펴보면, 고졸 이하 여성의 비율은 32%, 초대졸 여성은 23%, 그리고 대졸 이상 여성은 45%를 각각 차지한다. 출산연도를 살펴보면, 2002년도의 10%에서 2007년도의 26%까지 증가한 분포를 보여 산전후휴가 수급자 수가 지속적으로 증가하였음을 알 수 있다. 또한 2005년 5월 이전에 출산한 근로자 중 출산 18개월 후 노동시장(고용보험 피보험자 자격 유지)에 복귀한 여성의 비율은 76%이고, 동일한 직장으로 복귀한 여성의 비율은 69%이다. 동일한 표본의 출산 36개월 후의 노동시장 복귀율과 동일 직장 복귀율은 각각 67%와 56%이다.

<Table 3>
Summary Statistics of Maternity Leave Beneficiaries
jep-34-1-169-t003.tif

Note: The baseline for real monthly allowance and real wage is December of 2007. The wage is measured at the time of application for maternity leave. The return rate 18 or 36 months after birth is measured for those who gave birth before May of 2005.

Source: Employment Insurance Database.

3. 육아휴직 이용률 변화

본 분석의 첫 번째 단계에서는 육아휴직급여의 증액이 육아휴직 이용률에 미친 효과를 추정한다. 종속변수로는 육아휴직 이용 여부를 나타내는 지표(indicator)변수를 선정하고, 통계모형은 프로빗(Probit) 모형을 채택한다. 정책변수로는 위에서 논의한 서로 다른 육아휴직급여의 해당 개월 수를 설정하고, 이 변수들이 선형종속의 관계를 가지므로, 20만원의 급여를 받을 수 있는 개월 수를 준거변수로 모형에서 제외한다. 그 외 설명변수로는 연령, 학력, 임금 등의 변수를 고려한다.

추정 결과는 <Table 4>와 같다. <Table 4>의 첫 번째 열에 제시되어 있듯이, 여러 가지 육아휴직급여 개월 수에 대한 계수가 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났고, 표본 평균값에서 산출한 한계효과에 따르면 이용 가능한 육아휴직기간 중 급여가 30만원인 개월 수가 하나 증가할 경우 육아휴직 이용률은 0.46%p 증가하는 것으로 나타났다. 따라서 전체 육아휴직기간 동안의 급여가 월 20만원에서 월 30만원으로 증가하면, 육아휴직 이용 확률이 5.46%p(=0.46×12) 상승하는 것으로 해석할 수 있다. 마찬가지 방식으로, 육아휴직기간 동안의 급여가 월 20만원에서 월 40만원과 월 50만원으로 증가하는 경우, 육아휴직 이용 확률이 각각 11.72%p와 23.82%p 증가하는 것으로 나타났다. 표본기간 동안 육아휴직 이용률이 18%에서 35%로 증가한 것을 감안하면, 육아휴직급여가 상당한 효과를 갖는 것으로 볼 수 있다. 12개월간 육아휴직급여가 월 10만원 추가적으로 증가했을 때의 한계효과가 월 20만원에서는 5.46%p, 월 30만원에서는 6.27%p, 월 40만원에서는 12.09%p로 나타나, 한계효과가 점차 커지는 특징을 보였다. 이는 월급여의 분포상 육아휴직급여가 평균 급여에 점차 가까워짐에 따라 육아휴직 이용 선택 시 육아휴직급여의 영향을 받는 계층이 많아지는 것으로 해석할 수 있다.

<Table 4>
The Effects of Parental Leave Benefit on Its Utilization
jep-34-1-169-t004.tif

Note: Robust standard errors are in parentheses. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1. All the models include the dummies for months, provinces, industries, workforce sizes as explanatory variables.

Source: Employment Insurance Database.

그 외의 설명변수를 살펴보면, 연령의 1차항과 2차항의 계수는 약 35세까지는 연령이 높을수록 육아휴직 이용률이 증가하는 경향을 보이나, 그 이후에는 반대의 경향이 있음을 암시한다. 출생아의 성별은 육아휴직 이용 여부에 뚜렷한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 휴직에 따른 기회비용이 높을수록 육아휴직 이용률이 낮을 것으로 기대할 수 있고, 이러한 경향이 발견되었다. 여성근로자의 시간당 임금이 1% 증가하면 육아휴직 이용 확률이 13.39%p 감소하는 것으로 나타나, 임금에 대한 탄력성이 높은 것으로 나타났다. 여성근로자의 임금이 상승하는 경우 대체효과는 가계생산을 줄여 육아휴직 이용을 감소시키는 방향으로 작용하고, 소득효과는 근로시간을 줄여 육아휴직 이용을 확대하는 방향으로 작용한다고 추론할 수 있다. 따라서 추정 결과 임금 상승에 따른 대체효과가 우세하게 작용한 것으로 해석이 가능하다. 한편, 학력 수준이 고졸 이하인 여성에 비해 초대졸과 대졸 이상 여성의 육아휴직 이용 확률이 각각 0.74%p, 1.57%p 높은 것으로 나타났고, 이는 소득효과로 해석이 가능하다. 또한 고용보험상에서의 경력이 1년 증가함에 따라 이용 확률이 0.82%p 감소하는 것으로 나타났다.

육아휴직 이용 확률 분석에 추가하여 이용률의 지표로서 육아휴직일수에 대한 정책 효과를 측정한다. 육아휴직을 이용하지 않은 경우 휴직일수가 0이 되므로, 0 이하의 값이 관찰되지 않는(censored) 상황으로 이해할 수 있다. 따라서 통계모형은 종속변수의 값이 0의 하한(lower bound)을 가지는 Tobit 모형을 채택한다. 설명변수의 구성은 육아휴직 이용 여부 모형과 동일하다. 추정 결과는 <Table 4>의 제2열에 제시되어 있으며, 질적으로 제1열과 비슷한 결과를 발견하였다. 표본의 평균값에서 평가한 한계효과에 의하면, 육아휴직기간 중 한 달의 급여가 20만원에서 30만원으로 증가하는 경우, 육아휴직 일수가 1.03일 증가하는 것으로 나타났다. 이는 전체 육아휴직기간의 급여가 월 20만원에서 월 30만원으로 증가하는 경우, 육아휴직 이용기간이 12.32일 증가함을 의미한다. 같은 기준의 상태에서 육아휴직급여가 월 40만원과 월 50만원으로 증가하는 경우, 휴직기간이 각각 26.06일과 53.17일 증가하는 것으로 나타났다. 전체 육아휴직기간 동안 급여가 추가적으로 10만원 상승함에 따른 한계효과가 월 20만원 급여에서는 11.58일, 월 30만원 급여에서는 13.74일, 그리고 월 40만원 급여에서는 27.10일로 나타나 육아휴직 이용률의 경우와 비슷한 양상을 보였다. 그 외의 설명변수도 비슷한 효과를 나타내, 시간당 임금의 경우 1% 더 높은 임금을 받는 여성은 육아휴직기간을 30.50일 더 적게 이용하는 것으로 나타났다.

4. 노동시장 복귀율 변화

실증분석의 두 번째 단계로 육아휴직급여의 증액이 출산 후 노동시장 복귀 확률에 미치는 영향을 살펴본다

노동시장의 복귀는 고용보험상의 피보험자 자격을 유지하는지 여부로 정의한다. 출산월별로 산전후휴가 수급자의 출산 후 노동시장 복귀 비율은 [Figure 3]과 같다. 출산 후 18개월이 되는 시점에 노동시장에 참여하고 있는 여성의 비율은 2001년 11월 출산자가 78.6% 수준을 보인 이후 약 75% 수준을 유지하다가 2006년 이후 약간 하락세를 보여 2006년 10월 출산자의 경우 복귀율이 72.1%를 기록하였다. 노동시장 복귀 시 출산 시점에서와 동일한 직장에 근무하는 근로자의 비율은 2001년 11월 출산자의 경우 73.8%를 기록하였고 이후 약 70% 수준을 유지하였으나, 2003년 이후 완만한 하락세를 보여 2006년 10월 출산자의 경우 61.9%를 기록하였다. 관찰되는 기간이 더 짧으나, 출산 후 24개월과 36개월이 지난 시점의 노동시장 참여율과 동일 직장 복귀율도 출산 후 18개월 시점의 복귀율과 비슷한 추세를 보인다.

[Figure 3]
The Percentage of Women Returning to Labor Market 18 Months After Giving Birth
jep-34-1-169-f003.tif

Note: The return to labor market is defined as being covered by Employment Insurance at a point in time.

Source: Employment Insurance Database.

육아휴직급여가 2001년 11월부터 2006년 10월까지 월 20만원에서 월 40만원으로 단계적으로 증가했음을 감안하면, [Figure 3]은 육아휴직급여의 증액으로 인해 출산 후 노동시장 복귀율이 낮아졌을 가능성을 암시한다고도 볼 수 있다. 또한 출산 후 시간이 지나갈수록 노동시장 복귀 시 동일 직장으로의 복귀 가능성이 더 낮아지는 것으로 이해할 수 있다.

보다 정확한 정책효과를 파악하기 위해 육아휴직급여 확대가 출산 후 노동시장 복귀율에 미치는 영향을 프로빗 모형을 이용하여 추정한다. 정책변수는 육아휴직 이용률의 결정요인을 추정한 경우와 마찬가지로 육아휴직기간 동안 서로 다른 급여가 적용되는 개월 수로 설정한다. 따라서 정책변수의 계수는 육아휴직급여가 육아휴직 이용 등을 통해 노동시장 복귀 확률에 미치는 총효과의 의미를 가진다.10) 종속변수는 출산 후 18개월과 36개월 시점에서의 노동시장 복귀 여부이고, 현재의 자료에서는 근로이력을 2008년 4월까지만 관찰할 수 있으므로, 분석에 이용되는 표본을 2005년 4월 이전에 출산한 근로자로 한정한다.

추정 결과는 <Table 5>와 같다. <Table 5>의 제1열에 제시되어 있듯이, 표본의 평균값에서 산출한 한계효과에 따르면 육아휴직급여가 월 30만원인 개월 수가 하나 증가하면 출산 18개월 후 노동시장 복귀 확률이 0.45%p 낮아지는 것으로 나타났다. 이는 육아휴직기간 전체의 급여가 월 20만원에서 월 30만원으로 증가함에 따라 출산 후 18개월 시점에서의 경제활동 참여율이 5.36%p 감소하는 것으로 해석할 수 있다. 급여가 월 40만원인 개월 수의 한 단위 증가 역시 노동시장 복귀율을 0.42%p 낮추는 것으로 나타났으나, 월 30만원인 개월 수 증가효과와의 차이가 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 따라서 육아휴직급여가 월 30만원에서 월 40만원으로 증가한 경우 출산 18개월 후의 노동시장 복귀율에는 큰 변화가 없었던 것으로 해석할 수 있다.

<Table 5>
The Determinants of Return to Labor Market After Birth (For the Female Who Gave Birth Before May of 2005)
jep-34-1-169-t005.tif

Note: Robust standard errors are in parentheses. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1. All the models include the dummies for months, provinces, industries, workforce sizes as explanatory variables.

Source: Employment Insurance Database.

<Table 5>의 제2열에 제시되어 있듯이 육아휴직급여 증가가 출산 36개월 후의 노동시장 복귀율도 낮추는 것으로 나타났다. 육아휴직기간 전체의 급여가 월 20만원에서 월 30만원으로 증가하는 경우에는 통계적으로 유의한 차이가 없으나, 월 40만원으로 증가하는 경우에는 출산 후 36개월 시점에서의 노동시장 복귀 확률이 3.07%p 낮아지는 것으로 해석할 수 있다. 출산 후 18개월과 36개월 시점에서의 정책효과를 비교하면, 육아휴직급여 증액으로 인한 노동시장 복귀율의 하락효과의 크기가 시간이 갈수록 작아짐을 확인할 수 있다. 이러한 결과는 오스트리아에서 육아휴직급여 기간이 1년에서 2년으로 증가함에 따라 노동공급이 단기적으로는 감소하였으나 장기적으로는 큰 변화가 없었다는 Lalive and Zweimüller(2009)의 결과와도 일관성을 가진다고 볼 수 있다.

노동시장에 복귀하되 출산 전과 동일한 직장으로 복귀하지 않는 경우는 여성근로자 개인의 선택에 의해서든 고용주의 의도에 의해서든 고용안정 측면에서 긍정적인 상황보다는 부정적인 상황을 반영할 가능성이 높다. <Table 5>의 제3열에 의하면, 육아휴직기간 전체에 걸쳐 급여가 월 20만원에서 30만원과 40만원으로 증가하는 경우 출산 18개월 후 동일 직장으로 복귀할 확률이 각각 7.33%p, 7.81%p 감소하는 것으로 나타났고, 두 변화의 차이는 통계적으로 유의하지 않다.

동일 직장으로의 복귀 확률에 대한 정책효과는 시간이 지남에 따라 감소하지 않는 것으로 나타났다. <Table 5>의 제4열에 제시되어 있듯이, 육아휴직기간 중 월급여가 30만원과 40만원인 개월 수가 하나씩 증가함에 따라 출산 36개월 후 동일 직장으로의 복귀 확률은 각각 0.47%p와 0.75%p 하락하는 것으로 나타났다. 이는 육아휴직기간 전체의 급여가 월 20만원에서 30만원과 40만원으로 증가하는 경우 동일 직장 복귀 확률이 각각 5.60%p와 8.99%p 감소함을 의미한다.

따라서 <Table 5>의 결과를 종합하면, 육아휴직급여의 증가는 여성근로자의 노동시장 복귀율에 부정적인 영향을 끼쳤으나, 이러한 효과는 장기로 갈수록 작아지는 경향이 있는 반면, 동일 직장으로의 복귀율에 미치는 부정적인 효과는 시간이 지나도 지속되는 것으로 해석할 수 있다.

그 외의 설명변수의 효과는 출산 후 18개월과 36개월 시점에서의 노동시장 및 동일 직장 복귀 확률에 대해 대체로 비슷한 양상을 보인다. 출산 시 연령이 높은 여성일수록 출산 후 노동시장에 더 많이 복귀하는 것으로 나타났는데, 이는 경제활동에 대한 선호도가 높은 여성일수록 출산을 늦추는 경향이 있음을 반영하는 것이라고 해석할 수 있다. 임금이 높은 여성일수록 노동시장 복귀율이 높은 것으로 나타났고, 임금이 1% 더 높은 여성의 노동시장 복귀율이 약 8~9%p 더 높은 것으로 추정되어, 육아휴직 이용률과 마찬가지로 임금효과가 상당히 큰 것으로 나타났다. 학력효과는, 고졸 이하의 학력을 가진 여성에 비해 초대졸 여성은 노동시장 복귀율이 1.4~1.6%p 높고, 대졸 이상의 여성은 10.1~13.4%p 더 높은 것으로 나타났다. 고용보험 가입기간으로 측정한 근로경력이 긴 여성일수록 노동시장 복귀율이 높은 것으로 나타났다.

미래에 육아휴직급여의 증액이 예상된다면, 육아휴직을 이용하고자 하는 여성근로자가 출산 시기를 늦추는 경향이 존재할 수 있다. 이 경우 육아휴직 이용률에 대한 정책효과가 과대추정될 소지가 있다. 또한 출산 후 노동시장 복귀율에 대한 정책효과 추정치에도 과대 또는 과소 추정의 방향이 명확하지는 않으나 편의가 생길 수 있다. 그러나 육아휴직급여의 변화에 대한 정보가 주요 일간지에 최초로 언급된 시점을 고려하면, 이러한 편향으로 인한 추론상의 문제점이 심각하지는 않은 것으로 보인다.

신설된 육아휴직급여가 적용되기 시작한 것은 2001년 11월인 데 반해, 월 10만원의 육아휴직급여액이 입법예고된 것은 같은 해 9월이고, 월 20만원으로 조정되어 확정된 것은 10월이다.11) 또한 육아휴직급여가 월 30만원으로 증액된 것은 2002년 12월 말이고, 노동부가 이러한 변화를 발표한 것은 같은 해 11월이다.12) 2004년 2월 말부터 적용된 월 40만원의 급여 인상에 관해서는, 2003년 5월에 노동부가 육아휴직급여를 2004년부터 월 40만원, 2005년부터는 월 50만원으로 인상하는 방안을 검토한다는 내용이 보도되었으나, 실제 40만원으로의 인상이 확정된 것은 2003년 9월이다.13) 마지막으로 육아휴직급여가 월 50만원으로 증액된 것은 2007년 4월 말이고, 이러한 변화가 보도된 것은 2006년 4월로 다른 증액에 비해 일찍 확정되었다.14) 평균 임신기간이 약 9개월임을 감안하면, 새로 도입된 육아휴직급여가 월 30만원과 월 40만원으로 각각 증액된 경우 정책 변화의 예측으로 인한 정책효과 추정치의 편향 발생 가능성은 낮은 것으로 보인다. 한편, 육아휴직급여가 월 50만원으로 증액된 경우에는 1년 전에 공지가 되어, 육아휴직의 잠재적 이용자의 출산 시기 조정이 가능하다. 그러나 육아휴직기간 중 급여가 증액되면, 적용일을 기준으로 급여가 일할계산된다는 점에서, 정책 변화의 예측으로 인한 추정치의 편향 크기가 그다지 크지 않을 것으로 판단된다.

5. 사업장 내 여성근로자 비율 변화

실증분석의 세 번째 단계로 육아휴직급여의 확대로 인해 고용보험 피보험자 중 가임기 여성근로자의 비중이 어떻게 변화하였는지를 조사한다. 이론적으로 모성보호정책의 도입은 가임기 여성의 노동공급을 증가시키는 것으로 기대할 수 있다. 반면, 고용주에게는 업무의 단절 등과 관련된 관리비용이 추가로 발생할 소지가 있으므로 가임기 여성근로자에 대한 노동수요가 감소할 가능성이 있다. 본 소절의 분석은 육아휴직급여 확대정책을 포함한 모성보호정책의 일차적인 목적이 일과 가정생활의 조화를 통한 여성의 고용 증진이라는 점에서 의의를 가진다.

육아휴직정책의 변화가 월별로 발생했으므로, 월별 사업장 그룹별 근로자 비중 자료를 구축한다. 활용 가능한 고용보험사업장 자료의 한계로 인해 분석기간을 2004년부터 2007년까지로 한정하고, 표본은 전체 사업장의 10%를 임의로 추출하였다. 본 자료의 개별 관측치는 2004년 1월부터 2007년 12월까지 매월 말 기준 사업장의 근로자 수와 개별 사업장의 시도별 소재지, 산업별 업종 등 사업장 정보를 포함한다. 기본적인 변수의 요약 통계는 <Table 6>과 같다. 전체 관측치 수는 약 324만개이고, 25~34세 여성근로자의 비율은 평균 13.1%이고, 35~44세 여성근로자의 경우 6.7%이다. 남성의 경우 25~34세 근로자 비중이 평균 23.4%로 가장 높은 수준을 차지하고, 35~44세 근로자 비중이 평균 16.8%로 그 뒤를 잇고 있다. 우선지원대상기업의 비율은 68.0%를 기록한다.15)

<Table 6>
Summary Statistics of Monthly Demographic Composition of Employees at Workplace (N=3,242,407)
jep-34-1-169-t006.tif

Note: The demographic composition is measured at the end of month using Employment Insurance Database (Employees Section) for the period from 2004 to 2007. The number of employees at workplace is used as its weight

Source: Employment Insurance Database

통계모형에서는 성별 25~34세 근로자와 40~49세 근로자의 비율을 종속변수로 다루고, 주요 정책변수는 모성급여가 확대된 시점이 된다. 최소자승추정법에 의한 결과가 <Table 7>에 제시되어 있다. 제1열에 따르면, 25~34세 여성근로자의 비율이 육아휴직급여가 30만원에서 40만원으로 증가한 2004년 1월 이후와 다시 50만원으로 증가한 2007년 4월 이후 별다른 차이를 보이고 있지 않다. 우선지원대상기업에 대해서만 산전후휴가급여 기간이 확대된 2006년 1월 이후 우선지원대상기업에서의 25~34세 여성근로자의 비율이 오히려 감소한 것으로 나타났다. 제2열은 40~49세 여성근로자의 변화를 제시하는데, 세 시점 간에 통계적으로 유의한 차이를 보이지 않고 있다. 제3열의 모형이 다루는 25~34세 남성의 경우 육아휴직급여의 증가가 발생한 시점에 따른 변화를 보이지 않으나, 2006년 1월 이후 대기업에 대해서는 근로자 중 비율이 감소한 것으로 나타났다. 제1열의 결과와 연결하여 해석하면, 2006년 1월 이후 대기업에서 25~34세 연령층 중 남성근로자보다 여성근로자의 고용이 증가한 것으로 이해할 수 있다. 그러나 2006년 이후 산전후휴가급여 기간이 우선지원대상기업에 한해 연장되었으므로, 이러한 변화가 모성급여 지원 확대에 기인한 것으로 해석하기는 어렵다.

<Table 7>
The Effects of Maternity and Parental Leave Benefits on Female Employment at Workplace (2004~2007, Monthly Data)
jep-34-1-169-t007.tif

Note: Robust standard errors are in parentheses. *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1. All the models include the dummies for months, provinces, industries, workforce sizes as explanatory variables. The number of employees at workplace is used as its weight.

Source: Employment Insurance Database.

이와 같이 사업장 단위에서의 여성 고용의 변화를 살펴본 결과, 육아휴직급여 확대로 인해 가임기 여성의 고용이 증가하였거나 감소하였다는 증거를 발견하지는 못하였다. 이는 육아휴직급여의 증가분이 그다지 크지 않음에 기인할 수도 있고, 또는 분석기간이 한정되어 있다는 점에 기인할 수도 있는 것으로 판단된다.

6. 정책 변화효과 시뮬레이션

정부는 2011년 1월부터 육아휴직 지원을 확대하였다. 주요 내용은 다음과 같다. 육아휴직급여를 정액제에서 정률제로 전환하여 휴직기간 동안 매월 통상임금의 40%를 지급하기로 하였다. 동시에 급여의 상한액은 월 100만원, 하한액은 월 50만원으로 설정되었다. 또한 급여의 15%는 직장복귀 6개월 후에 합산하여 일시불로 지급하기로 하였다. 또한 자격 대상을 만 6세 이하의 자녀를 둔 근로자로 확대하였다.

본 소절에서는 실증분석 결과를 이용하여 육아휴직급여 확대로 인한 이용률 변화량과 노동시장 복귀율 변화량을 추정하고자 한다.

2011년의 육아휴직 지원 확대정책은 통상임금 기준의 월소득에 따라 그 효과가 달라진다. <Table 8>에 정리되어 있는 바와 같이 월소득이 125만원 이하인 경우 육아휴직급여가 월 50만원으로 변화가 없다. 월소득이 125만원 초과 250만원 미만인 그룹에 대해서는 휴직급여가 임금 대비 약 10% 증가하고, 월소득이 250만원 이상인 그룹에 대해서는 휴직급여가 월 100만원이 되어, 월 50만원이 증가하는 효과가 발생한다. 따라서 각 소득 그룹에 대한 정책효과를 각각 산출한 후 이를 합산하여 전체 효과를 추정할 수 있다. 우선 육아휴직 월급여액이 육아휴직 이용 여부에 미치는 영향을 추정하기 위해 <Table 4>의 제1열 모형을 채용한다. 정책변수 대신 출산월 기준의 육아휴직 월급여액을 설명변수로 하고, 이 설명변수의 효과가 세 소득 그룹에 따라 다르다는 가정하에 모형을 추정한다. 표본의 평균에서 측정한 한계효과에 따르면, 월소득 250만원 이상의 그룹은 육아휴직 월급여 10만원 증액으로 인한 이용률이 7.84%p 증가하는 것으로 나타났다. 동일한 모형에 설명변수로 육아휴직급여액 대신 월소득 대비 급여 비중을 포함하였고, 역시 소득 그룹에 따라 효과가 다르다는 가정하에 모형을 추정하였다. 마찬가지로 한계효과를 산출한 결과, 중간 소득 그룹은 소득 대비 육아휴직급여 비중이 10%p 증가하는 경우 이용률이 1.62%p 증가하는 것으로 나타났다. 각 소득 그룹에 적용되는 정책 변화에 따른 이용률 변화를 구하고, 이를 각 소득 그룹의 구성비로 가중평균한 결과 전체 이용률이 2.58%p 증가할 것으로 기대되었다. 동일한 방식으로 육아휴직일수의 변화량을 추정한 결과 중간 소득 그룹에서는 3.52일 증가하고, 최고 소득 그룹에서는 86.05일 증가하여 전체 육아휴직일수는 5.65일 증가할 것으로 기대된다.

<Table 8>
Simulation of Policy Change from Flat Sum to Fixed Rate Parental Leave Allowance: Utilization
jep-34-1-169-t008.tif

Note: The marginal effects of parental leave allowance amount and ratio are calculated from the models modified from the models in <Table 4>. In one of the modified models, the policy variable is the allowance amount, and, in the other model, it is the ratio of allowance to monthly wage. The marginal effects are evaluated at the mean of the sample.

동일한 방법으로 정책 변화로 인한 노동시장 복귀율을 추정한 결과가 <Table 9>에 제시되어 있다. <Table 5>의 모형을 기초로 하여 출산월 기준의 육아휴직급여액과 소득 대비 급여 비중의 효과를 각각 추정한 결과를 바탕으로 전체 표본의 노동시장 복귀율을 산출하였다. 추정 결과, 급여의 정률제로의 전환으로 인해 출산 18개월 후의 노동시장 복귀율은 2.27%p 하락하고, 36개월 후의 복귀율은 1.79%p 하락하는 것으로 기대된다. 또한 동일한 직장으로의 복귀율은 출산 18개월 후에는 3.09%p 하락하고, 출산 36개월 후에는 3.52%p 하락할 것으로 기대된다. 이러한 결과는 급여 확대가 가져올 노동시장 복귀율에 대한 부정적인 효과는 장기적으로 축소되는 경향이 있는 반면, 동일 직장으로의 복귀율에 대한 효과는 장기적으로 지속되는 경향이 있다는 분석 결과를 반영하는 것으로 이해할 수 있다.

<Table 9>
Simulation of Policy Change from Flat Sum to Fixed Rate Parental Leave Allowance: Return to Labor Market
jep-34-1-169-t009.tif

Note: The marginal effects of parental leave allowance amount and ratio are calculated from the models modified from the models in <Table 5>. In one of the modified models, the policy variable is the allowance amount, and, in the other model, it is the ratio of allowance to monthly wage. The marginal effects are evaluated at the mean of the sample.

결국 급여의 정률제 전환으로 인해 근로소득이 높은 여성근로자의 육아휴직 이용률이 증가하고, 장단기적으로 이 계층의 노동시장 복귀율이 하락할 것으로 기대할 수 있다. 물론 이와 같은 정책효과의 추정은 육아휴직급여 이외의 다른 노동시장 환경이 고정되어 있다는 가정하에 이루어졌음을 강조하고자 한다.

Ⅴ. 결 론

일반적으로 산전후휴가와 함께 모성보호휴가로 분류되는 육아휴직제도는 근로자와 자녀의 후생을 증진시킨다는 점에서 산전후휴가와 비슷한 성격을 가지나, 보육 지원사업 등 대체적인 정책수단이 존재한다는 점에서 산전후휴가와는 차별성을 가진다. 특히 여성의 고용안정 측면에서 육아휴직은 직접적인 자녀양육을 지원함으로써 근로의욕을 높이는 기능을 함과 동시에 휴직기간 동안의 근로 단절을 통해 인적자본을 마모시킬 수 있다는 점에서 실증적 연구를 바탕으로 한 접근이 필요하다.

본 연구는 고용보험사업의 하나로 2001년에 도입된 이래 단계적으로 확대된 육아휴직급여 지원사업을 여성의 고용안정 측면에서 평가하였다.

주요 분석 결과는 다음과 같다. 우선 육아휴직급여의 증가로 인해 여성근로자의 육아휴직 이용률이 증가한 것으로 나타났다. 추정 결과에 따르면, 전체 육아휴직기간 동안의 급여가 월 20만원에서 월 30만원으로, 월 30만원에서 월 40만원으로, 월 40만원에서 월 50만원으로 증가하는 경우, 여성근로자의 출산 후 육아휴직 이용률은 각각 5.46%p, 6.27%p, 12.09%p 증가하는 것으로 나타났다.

또한 육아휴직급여의 증액으로 인해 출산 후 노동시장 복귀 확률이 단기적으로는 감소하였으나, 장기적으로는 이러한 효과가 줄어드는 경향이 있는 것으로 나타났다. 추정 결과는 전체 육아휴직기간 동안 급여가 월 20만원에서 월 30만원으로 증액됨으로써, 출산 18개월 후 노동시장 참여율이 5.36%p 감소하였으나, 36개월 후에는 뚜렷한 차이가 없는 것으로 나타났다. 이러한 장단기적 효과 추정치의 차이는 Laive and Zweimüller(2009)의 결과와도 일치한다. 그러나 급여가 월 20만원에서 월 40만원으로 인상되는 경우에는 출산 36개월 후 노동시장 복귀율이 3.07%p 감소하는 것으로 나타나, 육아휴직급여 증가의 장기적인 효과가 급여 수준에 따라 달라질 수 있음을 보였다.

그러나 출산 36개월 후 노동시장 복귀 시 동일 직장으로의 복귀 가능성에 관해서는 육아휴직기간 전체의 급여가 월 20만원에서 30만원과 40만원으로 증가하는 경우 동일 직장 복귀 확률이 각각 5.60%p와 8.99%p 감소하는 것으로 나타나, 육아휴직급여 증액이 여성 고용의 질적인 측면에서 장기적으로 부정적인 영향을 미칠 수 있음을 확인하였다.

이와 같이 추정 결과를 해석하는 데에 있어서 표본 선택 문제를 주의 깊게 고려할 필요가 있다. 2009년 기준으로 20~39세 여성 임금근로자 중 고용보험 피보험자의 비율은 61.9%이고, 본 분석의 모집단에서 제외된 임금근로자는 대부분 비정규직 근로자일 가능성이 높다. 정규직에 비해 비정규직 근로자들이 여가 및 경력에 대한 선호 등으로 인해 노동시장에 대한 밀착도(attachment)가 낮을 가능성이 존재한다는 점에서 육아휴직 이용률은 더 높고, 휴직 후 노동시장 복귀율을 더 낮을 것이라고 추론할 수 있다. 이러한 측면에서 모집단을 모든 임금근로자로 확대하는 경우 육아휴직급여 확대로 인한 이용률 변화는 과소추정, 휴직 후 노동시장 복귀율 변화는 과대추정의 소지가 존재한다.

또한 본 분석에서는 노동시장 복귀 여부 측정 시 여성근로자가 출산 후 비임금 종사자로 경제활동을 하는 경우를 제외하고 있어, 경제활동의 범위를 확장하는 경우 정책효과를 과소추정할 소지가 있다. 또한 여성의 고용지표로서 노동공급 여부를 통해 양적 측면만을 고려하고 있으나, 임금 및 직종 등 질적 측면의 분석도 보완될 필요가 있다.

한편, 2004년부터 2007년까지의 기간 동안 육아휴직급여 증가로 인해 개별 사업장 단위에서 가임기 여성근로자의 비율이 어느 방향으로 변하였다는 증거를 발견하지 못했다.

사업장 단위의 고용 수준에 대해서는 뚜렷한 효과를 확인하지 못하였으나, 육아휴직급여의 증액이 장기적으로 지원 대상 여성의 근로활동에 부정적인 효과를 미칠 가능성이 존재한다는 결과는 여성 경제활동 참여를 장려하기 위한 정책수단으로서 육아휴직 지원정책의 실효성이 크지 않음을 의미한다. 이는 일차적으로 육아휴직 후 단기적으로도 노동시장에 복귀할 수 있도록 보육서비스 이용 환경을 개선하는 등의 관련 정책을 정비할 필요성을 제기한다. 또한 이 결과는 보다 근본적으로 육아휴직 지원제도의 목적으로서 아동의 발달이 중요함을 암시한다. 선행 연구의 결과를 보면, 부모와의 접촉이 아동의 발달에 긍정적인 영향을 준다는 증거는 아직 혼재되어 있는 가운데, 오히려 부모의 경제활동이 아동 빈곤을 해소하는 데 중요한 역할을 하다는 연구 결과도 존재한다(OECD[2007]). 따라서 향후 육아휴직제도의 보다 포괄적인 평가를 위해 우리나라에서 본 제도가 아동의 발달에 미친 영향에 대한 추가적인 연구가 요구된다.

Notes

[*]

본 연구는 김정호 외, 『산전후휴가/육아휴직 지원제도 심층평가』(재정사업 심층평가 보고서, 한국개발연구원, 2009)의 일부를 수정․보완한 것이며, 2010학년도 아주대학교 정착연구비 지원에 의하여 연구되었음을 밝힌다.

[1)]

고용보험 가입자에 대한 산전후휴가 중 급여는 통상임금의 100%이고, 상한선은 135만원으로 설정되어 있다.

[2)]

육아휴직급여는 2002년 12월 30일 이후 월 30만원으로, 2004년 2월 25일 이후 월 40만원으로, 2007년 4월 27일 이후 월 50만원으로 각각 증액되었다.

[3)]

우선지원대상기업은 대체인력채용장려금이 월 30만원이다.

[4)]

보다 정확한 육아휴직 이용률은 해당 월 기준으로 육아휴직 이용 대상자 중 육아휴직 이용자 수의 비율을 산출할 수 있다. 그러나 고용보험 가입자에 대해서는 출산 여부를 산전후휴가급여 여부로밖에 파악할 수 없으므로, 해당 월의 대상자 수는 (1) 출산(산전후휴가급여 수급자) 이후 1년 이내, (2) 산전후휴가 종료 이후, (3) 고용보험 가입(취업자) 등의 조건을 만족하는 근로자 수로 추정할 수 있다. 이 경우 이용률은 [Figure 1]의 해당 월의 출산 근로자 중 육아휴직 이용률 추이와 본질적으로 동일하다. 다만, 육아휴직자는 대체로 출산한 지 약 1.5~2개월 후에 휴직을 시작하므로, 위의 두 이용률 시리즈는 약 2개월의 시차를 보인다. 본고에서는 상대적으로 명확하게 정의할 수 있다는 점에서 출산월을 기준으로 하는 육아휴직 이용률을 제시한다.

[5)]

보다 정확하게 말하면, 여성근로자가 산전후휴가급여를 수급하는 경우 산후 45일이 확보되어야 하므로, 육아휴직급여를 수급할 수 있는 최대 기간은 10.5개월이다.

[6)]

실제에 있어서는 다른 육아휴직급여가 적용되는 날짜를 기준으로 일할계산하여 지급하나, 본 분석에서는 월 단위로 적용된다고 가정한다

[7)]

이후 통계 분석에서 설명변수 사이의 선형종속을 피하기 위해 정책변수인 육아휴직급여 30만원 개월 수, 40만원 개월 수, 50만원 개월 수 등의 세 변수가 설명변수로 포함되는 경우 월별 더미 중 세 변수를 제외하였다.

[8)]

고용보험 원자료상 2001년부터 2007년까지의 기간 동안 출산한 육아휴직급여 수급자 중 산전후휴가급여를 수급하지 않은 근로자는 7,689명이다.

[9)]

전체 대상 관측치 수 260,137명 중에서 학력변수가 누락된 관측치 수는 7,896명, 추가로 사업장 업종변수가 누락된 관측치 수는 2,452명, 추가로 출산시점에 근로 경력이 일치하지 않은 관측치 수는 23,288명이다. 또한 동일한 여성이 산전후휴가급여를 2회 이상 수급한 경우가 최종 표본의 관측치 중 11.4%를 차지한다.

[10)]

대안으로 육아휴직기간을 설명변수로 설정하고, 여러 가지 육아휴직급여 개월 수를 도구변수로 이용하는 모형을 고려할 수도 있다. 그러나 이 경우 정책변수인 서로 다른 육아휴직급여 개월 수가 본질적으로 월별 더미와 구분하기 어려운 상태에서 정책변수만을 도구변수로 취급하고, 나머지 월별 더미를 설명변수로 다룬다는 점에서 한계가 존재한다.

[11)]

『매일경제』, 2001. 10. 15.

[12)]

『동아일보』, 2002. 11. 11.

[13)]

『한국일보』, 2003. 5. 5, 2003. 9. 23.

[14)]

『머니투데이』, 2006. 4. 20.

[15)]

우선지원대상기업(고용보험법 시행령 제15조)은 광업 300인 이하, 제조업 500인 이하, 운수, 창고 및 통신업 300인 이하, 건설업 300인 이하, 기타 100인 이하 사업장과 중소기업법 제2조 제1항 및 제3항의 기준에 해당하는 기업을 지칭한다.

References

1 

김, 정호, 장, 지연, & 조, 윤영. (2009). 산전후휴가/육아휴직 지원사업 심층평가. 한국개발연구원.

2 

Baker, Michael, & Milligan, Kevin. (2008). How Does Job-Protected Maternity Leave Affect Mothers’ Employment? Journal of Labor Economics, 26(4), 655-691, https://doi.org/10.1086/591955.

3 

Hanratty, Maria, & Trzcinski, Eileen. (2009). Who Benefits from Paid Family Leave? Impact of Expansions in Canadian Paid Family Leave on Maternal Employment and Transfer Income. Journal of Population Economics, 22(3), 693-711, https://doi.org/10.1007/s00148-008-0211-x.

4 

Hofferth, Sandra L., & Curtin, Sally C. (2006). Parental Leave Statutes and Maternal Return to Work After Childbirth in the United States. Work and Occupations, 33(1), 73-105, https://doi.org/10.1177/0730888405281889.

5 

Lalive, Rafael, & Zweimüller, Josef. (2009). How Does Parental Leave Affect Fertility and Return to Work? Evidence from Two Natural Experiments. The Quarterly Journal of Economics, 124(3), 1363-1402, https://doi.org/10.1162/qjec.2009.124.3.1363.

6 

OECD. (2007). Babies and Bosses: Reconciling Work and Family Life.

7 

Ondrich, Jan, Katharina Spiess, C., Yang, Qing, & Wagner, Gert G. (2003). The Liberalization of Maternity Leave Policy and the Return to Work after Childbirth in Germany. Review of Economics of the Household, 1(1~2), 77-110, https://doi.org/10.1023/A:1021851531667.

8 

Ruhm, Christopher J. (1998). The Economic Consequences of Parental Leave Mandates: Lessons From Europe. The Quarterly Journal of Economics, 113(1), 285-317, https://doi.org/10.1162/003355398555586.

9 

Schönberg, Uta, & Ludsteck, Johannes. Maternity Leave Legislation, Female Labor Supply, and the Family Wage Gap, 2007, IZA Discussion Paper, No. 2699.