1. 잠재된 출산동력

지금까지 한국의 정부와 학계가 초저출산 현상의 주요한 원인으로 비혼, 만혼 현상의 심화를 지적해왔음은 주지의 사실이다. 생애미혼인구가 증가하는 인구학적 추세를 결혼 장려정책을 통해 근본적으로 반등시키는 것은 사실상 불가능하다. 현실적으로 만혼 추세를 완화시키면서 동시에 출산 간격을 좁히는 것이 정책적 방향임에는 이견이 없다. 이런 이유에서 일부 연구는 만혼의 효과가 첫째아이 이행뿐만 아니라 생애 총 자녀수 규모 특히 다자녀 출산력에 주는 영향이 크다고 지적하면서 주로 다자녀에 치중하는 저출산 대응정책의 효과성에 의문을 제기하고 있다(김태홍, 김동식, 김은지, 배호중, 민현주, 2011, p.168). 현재 한자녀 이후 출산중단의 문제가 심각하기에 이 같은 주장은 일견 타당해 보인다.

하지만 정책집행을 위한 정부의 재원이 한정되어 있다는 점을 고려할 때, 두 자녀를 가진 가족을 핵심 대상으로 설정하고 이들의 추가출산을 장려할 목적을 가진 다자녀가정 지원정책은 만일 그 효과성이 입증된다면 초저출산 현상에 대한 대응책으로 유의미 할 것이다. 비슷한 맥락에서 상당수 선행연구 역시 결혼은 곧 첫째자녀 출산과 직결되고 이는 보편적인 현상이라는 진단을 내리면서 출산장려정책은 유자녀부부를 대상으로 중점적으로 추진하는 방향으로 설계되어야 한다는 결론을 내리고 있다(김정석, 2007; 신인철, 2009; Yamaguchi & Youm, 2012). 따라서 현실적인 여건을 종합적으로 감안할 때, 둘째 혹은 그 이상의 자녀로 이행하는데 있어 보다 효과적인 출산정책 방안을 마련하는 것이 긴요하다.

특히 셋째아이 이상 출생비중이 현저하게 낮은 한국의 현실에서 이를 끌어올리는 것은 매우 중요하다. 한국의 낮은 3아 이상 출생 수준은 이웃나라 일본과 비교해보면 분명히 드러난다. 일본과 한국의 합계출산율 격차에 있어서 주목할 사실은 일본의 다자녀가구 비율이 한국보다 시계열적으로 일관되게 높다는 점이다. [그림 1]에서 보듯, 2005년부터 2014년까지 지난 10년 동안 일본의 전체 신생아 대비 다자녀 출생은 대략 15% 내외이지만, 한국은 10% 수준에 그치는 상황이다. 양국 모두 3아 이상 비중은 전반적으로 증가하는 것으로 나타나는데 일본의 경우 2010년부터 16%대로 상승한 이후 그 상태를 유지하는 반면, 한국은 2010년 10%대에 진입한 이후 2012년부터 하강세이다. 이런 추세로 인해 한국의 셋째아이 이상 출생비중은 2015년 다시 10% 미만으로 내려간 9.68%에 머물렀다.

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그림 1

셋째아이 이상 출생비중 한일 간 비교, 2005-2014

자료: 통계청 국가통계포털 KOSIS; 国立社会保障․人口問題研究所(2016).

이상의 추세를 감안할 때, 한국의 초저출산 문제를 다소나마 해결하기 위해서는 3아 이상 출생규모를 늘리는 것이 필요하다. 예를 들어, 2015년도 출생통계를 기준으로 만일 첫째아이와 둘째아이 규모는 그대로인 상태에서 셋째아이 이상 출생이 14%, 15%, 16%였다면 각각 2.2, 2.7, 3.3만 명가량의 신생아가 더 태어났을 것이다. 다시 말해 현재 한일 양국의 출산력 격차를 놓고 볼 때, 잠재적으로 3만 명 이상의 추가적인 출생이 일어날 여지가 있다. 이런 잠재된 출산동력을 실현시키기 위해서는 무엇보다도 다자녀 출산으로 이어지는 요인을 검토하고 실제 다자녀가구의 실태를 파악할 필요가 있다. 그리고 각종 출산지원정책의 효과도 경험적으로 밝혀보아야 한다.

2. 다자녀 출산동기와 출산결과

다자녀로의 이행에는 다양한 이유가 존재하는데, 크게 보아 생식보건적, 문화적, 환경적, 사회경제적, 정책적 요인으로 구별할 수 있다. 먼저 생식적인 이유는 처음부터 다자녀를 의도한 것은 아닌 경우가 주로 해당되는데, 가령 둘째아이 출산 이후 단산을 의도 했지만 피임 실패한 경우 혹은 첫째아이 출생 이후 쌍둥이 이상 다태아를 출산한 경우 등을 꼽을 수 있다. 특히 신생아 1,000명당 다태아 비중이 2000년 16명 수준에서 2015년 무려 36명 내외로 급증한 인구학적 변화를 고려하면 최근 3아 이상 출생건수에 다태아가 미친 영향은 분명 존재한다. 따라서 이미 선행연구가 지적한대로 출산의지와 출산 결과는 반드시 동일한 인과적 메커니즘을 따르는 것은 아니다(염주희 등, 2013). 아울러 생물학적 나이 역시 자녀수 결정에 있어 주요 요인이다. 뒤에서 상술하겠지만 절대 다수의 출산이 결혼을 통해 이뤄지는 한국의 현실에서 초혼연령 상승은 궁극적으로 다자녀로의 이행에 부정적일 수도 있다.

개인이나 가족의 가치관 역시 다자녀에 대한 출산의지와 셋째자녀 이상 출산결과에 영향을 줄 개연성이 크다. 구체적으로 종교, 아들선호(son preference), 아들딸 골고루 가지기를 원하는 자녀 성선호, 그리고 자녀 자체에 대한 중요성을 뜻하는 자녀가치 등이 여기에 해당한다. 또한 가정과 지역 차원에서 아이를 키울 육아환경, 소득과 재산 수준 그리고 경제활동상태와 같은 사회경제적 상황, 다자녀 정책에 대한 태도와 인지여부 등이 영향을 준다고 상정할 수 있다(서정연, 김한곤, 2015). 이 가운데 조부모와 동거하는 상황은 양육에 따른 부담을 나눌 수 있다는 측면에서 추가출산계획에 긍정적인 효과를 가질지도 모른다. 친정부모 또는 시부모 동거가 출산에 주는 영향을 분석한 연구에 의하면, 친정어머니와의 동거는 자녀출산에 유의미한 효과가 있다는 결론을 내놓았다 (김현식, 김지연, 2012). 이런 조부모 지원이 주는 효과는 부부의 자녀수 결정 특히 다자녀로의 이행에도 영향을 줄 가능성이 존재한다.

뿐만 아니라, 지역이 가지는 공간효과도 출산율에 영향을 주는 중요한 변수로 작용한다(박민근, 이병호, 2017). 이런 측면에서 지자체의 재정, 보육 여건 등을 반영한 지역 특성에 맞는 정책을 집행하는 것이 적절하다(신인철, 2009). 그리고 저출산 관련 정책에 대한 인지여부와 수혜경험은 추가자녀계획에 영향을 미치는 요인이기 때문에 각급 지자체는 이러한 정책에 대한 의지를 적극적으로 드러낼 뿐만 아니라 실제 최선을 다해 집행 하고 있다는 신호를 지역시민에게 지속적으로 보낼 필요가 있다(정성호, 2012).

그러므로 3아 이상 출생인구를 증가시키는데 있어 지역의 역할은 특히 기초자치단체가 다자녀가구 지원 사업을 주로 담당하고 있다는 현실을 감안할 때 매우 중요하다. 대략 2000년대 중반부터 지방의 일부 기초자치단체가 해당 지역의 인구감소를 막기 위해 출산장려금 제도를 도입한 이래 전국적으로 다둥이가족을 대상으로 하는 각종 현금, 현물, 서비스 지원은 나날이 확대되는 추세이다. 그렇다면 여기서 출산장려금, 양육 수당, 건강보험비 지원, 교육비 지원, 세금이나 공공요금 감면과 같은 다자녀가정 우대 정책의 효과는 어떠한지 선행연구를 통해 살펴볼 필요가 있다.

다자녀가정에게 지급하는 다양한 형태의 금전적인 지원이 가지는 실효성에 대해 일치된 의견은 존재하지 않는다. 우선 이에 대해 다소 부정적인 견해를 소개하면 다음과 같다. 주지하듯이 최근에는 출산장려금에 대한 여러 논쟁 특히 부당수급이라는 도덕적 해이 문제가 언론을 통해 꾸준히 제기되어왔다. 나아가 다자녀 출산에 대한 일부 선행연구는 남아선호 가치관, 가족계획의 부재 혹은 실패를 주요 요인으로 지목하면서 출산지원금의 다자녀 출산동기 제고에 미치는 실질적인 효과성에 의문을 제기한바 있다(염주희 등, 2013). 나아가 서울지역의 경우 출산장려금에 의한 출산력 상승효과는 존재하지 않는다는 연구도 나왔다(석호원, 2011).

반면 국내외 상당수 연구는 출산장려금의 유의한 효과를 제시하고 있다(이명석, 김근세, 김대건, 2012; Langridge, Nassar, Jacoby & Stanley, 2012; 이석환, 2014). 최근 경제학적 시각에서 이 주제에 접근한 연구 역시 지자체의 출산장려금 지원이 커질수록 출산율이 유의하게 상승한다는 결과를 내놓았는데, 출산장려금 정책의 영향으로 인해 2005-2011년 기간에 대략 3만6천여 명의 신생아가 추가로 태어났다고 추정하였다 (Hong, Kim, Lim & Yeo, 2016). 이러한 연구는 대체로 지자체가 주도하는 출산장려정책의 효과가 존재한다고 보면서도 다른 한 편으로 효과에 비해 재정적 부담이 상당하다는 점을 지적하면서 이에 대한 제도적 보완을 제안하고 있다. 즉, 보조금 정책은 비록 통계적으로 유의한 효과가 있긴 하지만 그 실효성을 제대로 담보하기 위해서는 막대한 재정지출이 예상되기 때문에 장기적으로 지속되기 어렵다는 한계가 있다.

한편 56쌍 부부에 대한 질적 조사연구를 실시한 방은령(2014)은 자녀를 3명 이상 둔 부모의 경우 아이들과 화목했으며, 결혼과 부모가 되는 것에 긍정적인 인식을 가지고 있었으며, 다자녀 및 대가족에 대한 동기와 욕구가 존재함을 확인하였다. 주목할 점은 다자녀지원 정책은 이들 부모의 사고에 긍정적인 영향을 주었다는 것이다. 아울러 다자녀가정은 현금, 현물, 각종 공제 등 다양한 제도적 지원에 매우 유의미한 영향을 받는 것으로 나타나고 있다. 제도의 효과성을 밝힌 연구는 양육과 자녀교육에 대한 보조금의 효과(박경자 등, 2008), 자동차 취득세 면제, 전기세 감면 등과 같은 혜택의 효과(안새롬, 송원호, 2014)가 있음을 제시하고 있다. 또한 홍정림(2013)은 보육비 지원정책이 출산순위와 상관없이 출산율을 증가시킨다는 것을 데이터 분석을 통해 실증적으로 증명했으며, 이울러 출산순위가 높아질수록 추가출산확률 증가 효과도 커진다고 밝혔다.

3. 경기도의 상황과 추세

앞서 한국의 3아 이상 출생아 비중은 이웃 일본에 비해 대략 5%p가량 낮으며 이것이 일본보다 낮은 수준의 합계출산율에 머무르게 만드는 한 요인임을 논의하였다. 초저출산 대책의 중요한 목표 가운데 하나는 셋째아이 이상 신생아의 비중과 규모를 끌어올리는 것인데, 이에 대한 정책적 대응은 현재 중앙정부보다는 각급 지자체 특히 기초자치단 체에서 중점적으로 실시하고 있다. 전국 시군구 가운데 여기서는 경기도 지역으로 논의 를 한정한다. 대한민국의 축소판으로서 경기도가 가지는 대표성은 합계출산율, 신생아 수 비중 등 각종 출산통계에도 적용된다. 동시에 대도시, 중소도시, 도농복합도시와 같이 지역내 이질성이 크기 때문에 기초자치단체 수준의 분석을 통해 지역적 환경이 다자녀 출산결과에 대해 가지는 영향을 구체적으로 탐색할 수 있다는 장점이 있다. 아래에서 살피겠지만, 출산장려금과 다자녀가정에 대한 양육수당 제도 역시 시･군별로 상당한 차이를 보인다.

우선 경기도 지역의 출생아 규모와 여기서 3아 이상이 차지하는 비중의 시계열적 동태를 <표 1>을 통해 제시한다. 먼저 3아 이상의 출생건수를 살펴보면 2011년 1.3만 명을 기록한 이후 수년째 지속적인 감소세를 보여 2015년에는 1만 명을 조금 넘는 수준에 머무르고 있다. 전체 대비 3아 이상 출생건수의 비율은 2000년 9.65%에서 2003년 8.70%로 하락하였으나 이후 서서히 반등하여 2011년 10.72%를 기록해 8년 사이 2%p 정도 상승했다. 하지만 이후 3아 이상 출생건수 감소와 더불어 그 비율도 꾸준히 내려가서 2015년 9.40%에 그쳤다. 이를 통해 첫째와 둘째아이에 비해 셋째아이 이상에서 출산감소 폭이 상대적으로 크다는 사실을 확인할 수 있다.

한편 [그림 1]과 <표 1>의 결과를 비교하면, 전국과 경기도의 전체 신생아 대비 3아 이상의 비중은 2000년대 초반 격차가 다소 존재했으나 이후 시간이 지날수록 수렴하는 추세이다. 구체적으로 말해, 2000년 각각 10.41%, 9.65%로 벌어졌던 차이는 2005년 9.53%와 8.95%, 2008년 9.52%와 9.20%로 갈수록 좁혀졌고 이후 2012년에는 10.44%와 10.38%, 2014년에는 10.04%와 9.92%로 사실상 동일한 수치를 보였다. 아래에서 제시하듯이 경기도 대다수 기초자치단체에서 다자녀 지원 사업을 본격적으로 시작한 것이 2005-2008년 즈음이라는 것을 감안할 때, 이 같은 수렴현상은 그 정책적 효과가 나타난 결과라고 추론해 볼 수 있다.

경기도 31개 기초자치단체가 출산장려금과 양육수당 정책을 도입한 시기와 출생서열별 지원액 규모는 <표 2>에서 보듯이 큰 차이를 보인다. 경기도에서 가장 먼저 다자녀 정책을 실시한 지역은 2004년 출산지원금 제도를 도입한 수원시와 구리시이며, 양평군과 의정부시는 비교적 늦게 시작되었다. 아울러 각 기초자치단체의 조례제정 이후 수차례 개정을 통해 동일 시･군에서도 지원규모와 지원대상은 시간이 갈수록 확대되는 추세이다.

이런 기초자치단체 차원의 정책이 가지는 특징은 지역의 유자녀가정 가운데 특히 다자녀가정에 집중적인 지원을 한다는 점이다. 김포시 1개 지역을 제외하면 첫째아이 출산에 따른 지원금은 존재하지 않으며, 비록 과반수 지역에서 둘째아이에 대한 출산지원금 사업을 실시하고는 있지만 양평, 가평, 연천과 같은 군 단위를 제외하고 그 액수는 불과 20-50만원 수준에 그친다. 양육수당의 경우 여전히 소수의 시･군만이 자체적으로 추진하고 있는데 3자녀 이상인 경우만을 대상으로 한다. 거의 대부분 1회성으로 지급하는 출산장려금에 비해 매월 일정액을 지원하는 양육수당의 총액은 큰 편이다. 가령 이천시의 경우 셋째아이 출산축하금은 100만원인데 반해 양육비 지원액은 360만원이며, 실제 2013년도 지출규모도 각각 2.63억 원, 9.06억 원으로 나타났다.

이러한 추세를 반추할 때, 지자체의 정책이 과연 그 목적을 달성하고 있는지 평가할 필요가 있다. 한편으로는 <표 1>에서 보듯이 최근 3아 이상의 비율이 점차 감소하는 추세이므로, 다자녀지원 정책이 비록 단기적인 효과는 있으나 중장기적 차원에서 그다지 실효성이 부족하다는 비판적 추론이 가능하다. 하지만 다른 측면에서 경기도 각급 지자체의 정책적 지원 때문에 전국 평균치와 수렴하는 추세를 유지할 수 있다는 주장도 가능하다. 다시 말해, 다자녀가정에 대한 지원이 없었다면 현재 수준보다 더 낮았을지도 모른다. 이러한 상반된 가설을 검토하는 측면에서 다음 절에서는 분석모형을 설정하고 회귀분석을 통해 경험적으로 검증할 것이다.

1. 분석자료

분석을 위해 여기서는 <표 3>과 같이 변수를 설정하였다. 종속변수는 경기도 31개 기초자치단체별 3아 이상 다자녀 출산건수이며, 독립변수는 6개의 사회인구적 변수, 1개의 지역경제 변수, 2개의 정책 변수로 구성하였다. 먼저 사회인구적 변수는 출산력과 밀접한 관련을 가지는 결혼 및 여성인구 동태를 반영하는데, 혼인변수로는 여성초혼연령, 혼인건수, 다문화혼인건수, 이혼건수를 인구변수로는 15-49세 여성인구와 노인여성 인구를 모형에 포함하였다. 다음으로 지역경제 변수로는 지역의 전반적인 경제적 수준을 반영하는 1인당 지역내총생산(GRDP per capita)을 고려하였다. 마지막으로 정책변 수로는 정부와 각급 지자체의 초저출산 대응 인구정책과 밀접하게 연관되어 있는 거시 변수인 지역내 어린이집수와 출산장려금 규모를 사용하였다.

여기서 정책변수를 제외한 모든 변수는 통계청 국가통계포털 KOSIS에서 제공하는 시군구별 통계자료를 활용하였다. 다만 2014년 경기도 시･군별 지역내총생산 자료는 아직 공개되지 않은 상황이기에 산업구조와 고용규모에 따른 생산규모 추계를 통해 이를 산출하였다. 추정식은 <식 1>과 같이 설정하였는데, 여기서 i는 산업분류, j는 기초 자치단체, W는 근로자수를 의미한다. 여기서는 산업을 18가지로 구별한 통계청의 산업 대분류를 따라 산업구조를 18개(i)로 나누고 1인당 생산가능액을 추정한 후, 경기도 31개 기초자치단체(j)에 적용하였다.1)

아울러 어린이집수의 경우 보건복지부에서 2003년부터 제공하는 보육통계를 사용하였다. 여기서 어린이집은 보육원을 의미하며, 국공립, 사회복지법인, 법인･단체, 직장, 가정, 부모협동, 민간 어린이집의 합계를 변수로 구성하였다. 다만 현재 시군구별 통계는 2009년부터 가용한 상황이기에, 2008년도의 경우 경기도 전체 어린이집 규모와 기초자치단체(i)별 0-4세 영유아인구 자료를 바탕으로 <식 2>를 통해 얻어진 추정치를 사용하였다.

한편 기초자치단체별 출산장려금 지급규모는 경기도청에서 수집한 행정자료를 활용 하였다. 현재 가용한 행정자료는 출산장려금과 양육수당 각각에 대한 예산액 및 집행액 규모인데, 양육수당의 경우 정책을 실시하는 기초자치단체가 많지 않으며 시행하더라도 그 시작연도가 2010년 이후인 경우가 상당수이기 때문에 분석에서 제외하였다. 출산장려금의 경우 실제 수급자에게 지급된 지출금액은 2013년도까지만 확보되었기에 2014년도의 경우 예산액을 사용하였다.

그리고 이번 연구의 분석시점을 정함에 있어, 기초자치단체 단위 패널자료의 시계열적 균형(balance)을 맞추기 위해 분석기간을 2008년부터 2014년까지로 일치시켰다. 31개 기초자치단체에 대한 7개년도 데이터이기 때문에 모든 변수에 있어 관측치는 <표 4>에서 보듯이 217개로 동일하다. 표에 제시한 기초통계 결과를 보면, 평균 여성초혼연령은 거의 대부분 29세 전후에 위치해 있다는 점에서 시공간 차원의 편차는 크지 않음을 확인할 수 있다. 그에 반해 1인당 GRDP, 출산장려금 지급규모 등의 지역 간 차이는 매우 크다. 여기서 출산장려금 제도가 도입되지 않은 시점의 값은 0원이다.

2. 상관관계

본격적인 연구모형을 수립함에 앞서 먼저 주요 독립변수와 종속변수 간의 상관성을 확인한다. 여기서는 독립변수 가운데 주요 설명변수인 1인당 지역내총생산과 출산장려 금이 종속변수인 3아 이상 출생건수와 어떤 상관관계를 갖는지 살핀다. 분석방법으로는 국부 가중선형회귀(Locally weighted regression)를 사용하며 아래 <식 3>과 같이 표현 된다. 식에서 x_i 는 i = 1,...,N - 1의 순서를 가지는 독립변수이며, w_i 는 종속변수 y_i에 가중(weighted)을 주어서 추정한 값이다(Cleveland, 1979).

[그림 2]는 경기도 31개 기초자치단체의 3아 이상 출생건수에 대한 국부 가중선형회귀 추정결과를 보여준다. 그림에서 보듯, 1인당 GRDP와 출산장려금 상승은 전반적으로 다자녀 출산건수를 증가시킨다. 특히 출산장려금과 종속변수의 관계는 단조적인 증가세를 보였다. 하지만 여기서 출산장려금과 다자녀 출산이란 두 변수 간의 인과적 선후관계에 대해선 논란의 여지가 있다. 출산장려금 지출금액 증가는 지역내 3아 이상 출생건수가 늘어났기 때문이지 그 역이 아니라는 반론이 제기될 소지가 있기 때문이다. 하지만 앞의 <표 2>에서 살폈듯이 기초자치단체별로 출산장려금의 도입시기가 다르고 출생순 위에 따른 지원금액도 다르다는 점을 감안할 때 다자녀 출산건수 자체가 지출액 규모를 결정한다고 보기는 어렵다.

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그림 2

주요 독립변수와 종속변수 간의 상관관계

비고: 각각의 점은 패널자료 관측치, 실선은 국부 선형회귀 추정결과

3. 연구모형 및 가설설정

이번 연구는 기초자치단체별 7년 동안의 시계열적 동태라는 종단 자료(longitudinal data)를 사용하기 때문에 그 특성에 맞는 회귀분석 모형을 설정해야 한다. 연구에 사용된 자료는 사례수(N=217)가 크지 않기 때문에 독립변수를 선별하는 모형 설정(model specification) 방식에 따라 회귀계수의 값과 그 통계적 유의성은 상당한 영향을 받는다. 따라서 독립변수와 오차항 간의 내생성(endogeneity) 문제를 극복할 추정방식이 필요한데, 여기서는 회귀모형에 δ항(지역 고정효과)을 포함한 고정효과(fixed effects)와 그렇지 않은 임의효과(random effects)를 비교해 제시한다. 더불어 Hausman 검정을 실시하여 적합한 모형을 판단할 것이다. 만일 고정효과가 받아들여진다면 δ항과 오차항 간의 내생성 문제가 해결되었으며, 그 추정은 최적 선형 불편추정치(Best Linear Unbiased Estimate, BLUE)로 간주할 수 있다. 분석에 사용한 통계프로그램은 Stata14이며, 연구에 사용한 명령어는 xtreg이다.

한편 회귀분석을 통해 검증할 가설은 다음과 같이 도출하였다. 먼저 출산결과에 명백히 영향을 주는 혼인이라는 사건 발생과 관련한 변수들은 지역내 여성초혼연령, 혼인건 수, 다문화혼인건수, 이혼건수를 들 수 있다. 이 연구에서는 반응변수인 다자녀 출생건 수에 대해 혼인건수는 정(+)적인 관계인 반면, 초혼연령과 이혼건수는 부(-)적인 영향을 준다는 가설을 설정하였다. 이는 결혼시기와 출산간격에 대한 선행연구에서 결혼시기가 늦은 집단이 생애주기 전체에서 가지는 총 자녀수는 그렇지 않은 집단에 비해 적다는 결과를 공통적으로 도출하고 있다는 사실을 감안한 것이다(이성용, 2009; 김태홍 등, 2011). 달리 말해, 초혼연령의 증가는 다자녀 출산에 부정적인 영향을 줄 개연성이 있다. 그리고 특정 지역의 이혼동태 또한 출산율을 결정하는 요인의 하나로 간주할 수 있는데, 이혼율 상승으로 출산율이 낮아지는 효과가 존재할 개연성이 크다(성낙일, 박선권, 2012). 한편 다문화혼인건수의 경우 특히 3자녀 이상 출생건수에 유의미하게 긍정적인 영향을 준다고 가정하였다. 이는 2009년 당시 혼인이주자가족 부부의 셋째자녀 출산위험이 외국인아내가족과 외국인남편가족에서 공히 한국인 부부에 비해 높게 나타 났다는 김현식(2015)의 연구결과가 경기도 상황에서도 타당한지 검증하기 위함이다. 이와 비슷한 맥락에서, 시군구별 차별 출산력의 원인에 대한 연구(최은영, 박영실, 2009) 역시 지역내 국제결혼 비율이 높아질수록 합계출산율뿐만 아니라 평균 출생아수도 증가한다는 결과를 제시한바 있다.

다음으로 인구변수인 가임기여성 및 여성고령층 인구규모는 반응변수에 통계적으로 유의미한 영향을 줄 것으로 예상하였다. 특히 자녀양육을 담당할 수 있는 조부모가 동거하거나 동일 지역에 거주할 경우 양육에 대한 부담을 낮추어 출산력 상승을 이끌 수 있다는 점을 고려할 때, 지역내 여성노인인구 규모가 다자녀 출생건수에 영향을 미칠 가능성이 있음을 배제하기 어렵다(배호중, 한창근, 양은모, 2017). 특히 육아휴직이 쉽지 않은 한국의 현실에서 맞벌이 부부가 동거 혹은 주변에 거주하는 조부모에게 손자녀 양육을 위탁하는 소위 ‘기혼 캥거루족’ 현상을 비춰볼 때 이런 추측은 타당하다고 볼 수 있다(김성하, 이병호, 2016).

나아가 앞의 [그림 2]의 결과를 통해 1인당 GRDP로 측정되는 지역경제 상황은 3아 이상 출생규모에 유의한 영향을 준다고 가정하였다. 장기간에 걸친 소득 상승은 자식에 대한 총지출을 증가시키지만 자녀의 양과 질 모두를 제고시키는지에 대해서는 의견이 분분하다(Becker, 1960; 신영수, 2003; 김인철, 2014). 여기서는 가구 소득이 높아질수록 대체로 평균 출생아수가 많아지는 한국의 추세(최은영, 박영실, 2010)에 의거해, 1인당 지역내총생산이 올라갈수록 다자녀 출생은 증가한다는 소득의 긍정적인 효과를 가정했다. 이번 연구는 행정통계에 전적으로 의존하는 한계가 있기 때문에 거시변수인 1인당 GRDP 변수는 가구 경제상황에 대한 대리변수 역할을 한다. 물론 기초자치단체의 대표적인 경제력 지표인 1인당 GRDP도 근래 김을식과 이지혜(2015)가 지적했듯이 여러 문제점을 가지기에 대리변수로서의 한계가 여전히 남는다.

그리고 지역의 보육시설 규모는 종속변수에 긍정적인 영향을 준다고 가정하였다. 가령 전국 시군구별 보육환경과 출산율의 관계에 대한 연구(성낙일, 박선권, 2012)는 보육 시설의 양적, 질적 측면 공히 출산율을 제고시키는 효과를 가진다는 결과를 도출하였다. 마지막으로 다른 모든 조건을 통제하였을 때 기초자치단체가 제공하는 출산장려금 지출 규모가 증가할수록 3아 이상 출생아수는 유의미하게 늘어난다고 가정하였다. 구체적으로 말해, 앞선 [그림 2]에서 나타났던 매우 뚜렷한 정(+)의 상관관계가 다른 설명변수들을 통제한 회귀분석을 통해서도 유지되는지 여부를 검증하였다.