제4회 한국노동패널 학술대회

논문집Ⅱ

□ 일 시 : 2003년 2월 21일(금) 10:00∼18:00

□ 장 소 : 서울대학교 호암교수회관 컨벤션센터1층

한국노동연구원·한국노동경제학회

순   서

09:30∼10:00	등 록
10:00∼10:20	인사말(목련관)
	이원덕 한국노동연구원장
	김장호 한국노동경제학회장

10:20∼12:20	제1주제 교육과 훈련 - 목련관
	○ 사회자 : 조준모(숭실대 경제)
	□ 자격취득의 결정요인 및 자격의 취업효과
	○ 발표자 : 김안국(한국노동연구원), 강순희(한국노동연구원)
	● 토론자 : 이동임(한국직업능력개발원)
	□ 한국의 교육계층화: 세대간 변화와 불평등 추이
	○ 발표자 : 방하남(한국노동연구원), 김기헌(한국노동연구원)
	● 토론자 : 강태중(중앙대 교육학과)
	□ 재학중 일 경험이 노동시장 성과에 미치는 영향
	○ 발표자 : 김주섭(한국노동연구원)
	● 토론자 : 채창균(한국직업능력개발원)
	□ 가족배경이 청소년의 교육성취에 미치는 영향 :
	가족구조와 빈곤의 영향을 중심으로
	○ 발표자 : 구인회(서울대 사회복지), 김순규(전북대 사회복지)
	● 토론자 : 이정규(호남대 사회복지)

10:20∼12:20	제2주제 취업과 구직활동 - 수련관
	○ 사회자 : 이 건(서울시립대 사회)
	□ 지식정보산업 취업자의 인적 특성
	○ 발표자 : 이성균(울산대 사회)
	● 토론자 : 황수경(한국노동연구원)
	□ 비정규직 결정요인
	○ 발표자 : 김유선(한국노동사회연구소)
	● 토론자 : 박찬임(한국노동연구원)
	□ 학교에서 직업으로의 이행: 제도적 배태를 중심으로
	○ 발표자 : 김기헌(한국노동연구원)
	● 토론자 : 한 준(연세대 사회)
	□ 경제위기 후 실업탈출에 건강상태가 미치는 영향
	○ 발표자 : 이덕희(NorthCarolina 보건대학원), 김창엽(서울대 보건대학원)
	● 토론자 : 백도명(서울대 보건대학원)

10:20∼12:20	제3주제 노동시장 l - 동백관
	○ 사회자 : 김태기(단국대 경제)
	□ 공공부문 조직과 민간기업 조직의 직무만족도의 비교분석:
	한국노동패널자료(KLIPS)를 중심으로
	○ 발표자 : 정광호(국민대 행정), 김태일(고려대 행정)
	● 토론자 : 이근주(한국행정연구원)
	자영업에서의 탈출 : 새로운 기회인가?
	○ 발표자 : 금재호(한국노동연구원)
	● 토론자 : 남재량(한양대 경제)
	자영업의 지속기간 결정요인
	○ 발표자 : 안주엽(한국노동연구원), 성지미(한국기술교육대 산업경영)
	● 토론자 : 김우영(공주대 경제)
	산업재해와 보상적 임금 : 시론
	○ 발표자 : 이승렬(한국노동연구원)
	● 토론자 : 최강식(연세대 경제)

13:30∼15:30	제4주제 소득과 빈곤 - 목련관
	○ 사회자 : 남성일(서강대 경제)
	소득계층의 변화요인 분석 -가구 특성을 중심으로-
	○ 발표자 : 김진욱(건국대 경상학부), 정의철(건국대 부동산)
	● 토론자 : 김승택(한국노동연구원)
	저소득층의 특성 및 경제활동상태 변화에 관한 연구
	○ 발표자 : 김철희(한국직업능력개발원)
	● 토론자 : 이현주(한국보건사회연구원)
	경제위기와 소득불평등: 1997년 이후를 중심으로
	○ 발표자 : 최바울(한국개발연구원), 김성환(경북대 경제)
	● 토론자 : 김용성(한국개발연구원)
	빈곤율 측정방법에 대한 새로운 접근 :
	노인가구의 필요소득 감소를 고려한 빈곤선 설정
	○ 발표자 : 전승훈(성균관대 경제)
	● 토론자 : 박찬용(한국보건사회연구원)
	가족·국가·공동체의 소득 안정화 효과 분석
	○ 발표자 : 홍경준(성균관대 사회복지:미발표)

13:30∼15:30	제5주제 여성과 근로 - 수련관
	○ 사회자 : 이혜경(배재대 사회)
	기혼여성 출산 후 경력단절 및 노동시장 복귀에 관한 분석
	○ 발표자 : 김지경(한국노동연구원)
	● 토론자 : 김영옥(한국여성개발원)
	결혼과 출산을 중심으로 한 여성취업률의 동태적 분석
	○ 발표자 : 김우영(공주대 경제학)
	● 토론자 : 김종숙(한국여성개발원)
	여성가구주의 빈곤화와 빈곤가구의 사회경제적 특성
	○ 발표자 : 박재규(전라북도 여성발전연구원)
	● 토론자 : 구인회(서울대 사회복지)

13:30∼15:30	제6주제 노동시장 II - 동백관
	○ 사회자 : 어수봉(중앙고용정보원)
	일과 빈곤(Working Poor in Korea)
	○ 발표자 : 금재호(한국노동연구원)
	● 토론자 : 박성준(한국경제연구원)
	장애인의 경제활동 참가와 취업확률
	○ 발표자 : 황수경(한국노동연구원), 이상호(한국노동연구원)
	● 토론자 : 이선우(인제대 사회복지)
	지역별 취업이탈확률 및 요인에 관한 연구
	○ 발표자 : 정인수(한국노동연구원)
	● 토론자 : 김동헌(동국대 경제학)
	노동조합 임금효과의 재고찰 : 개인의 직장내 직위를 고려하여
	○ 발표자 : 강창희(싱가폴대 경제)
	● 토론자 : 정진호(한국노동연구원)

16:00∼18:00	제7주제 고령자 노동시장과 은퇴 - 목련관
	○ 사회자 : 방하남(한국노동연구원)
	55세 이상 고령자의 노동시장 이탈 과정
	은퇴-비취업의 경계에 대한 함의
	○ 발표자 : 박경숙(동아대 사회)
	● 토론자 : 은기수(정신문화연구원)
	고령자의 임금과 취업형태
	○ 발표자 : 장지연(한국노동연구원)
	● 토론자 : 최경수(한국개발연구원)
	55세 이상 은퇴자들의 노후생활 적응에 관한 연구
	○ 발표자 : 모선희(공주대 사회복지), 강지현(한국노인문제연구소)
	● 토론자 : 원영희(한국성서대 사회복지)
	은퇴자 가구의 소득과 소비
	○ 발표자 : 안종범(성균관대 경제), 전승훈(성균관대 경제)
	● 토론자 : 석재은(한국보건사회연구원)

16:00∼18:00	제8주제 건강과 노동시장 - 수련관
	○ 사회자 : 이혜훈(연세대 동서문제연구원)
	Age and Gender Variations in the Effects of Socioeconomic Status on
	Self-rated Health in Korea
	○ 발표자 : 박현준(Wisconsin 사회)
	● 토론자 : 장상수(순천대 사회교육)
	건강상태와 노동시장 성과의 이중인과관계에 대한 연구
	○ 발표자 : 김창엽(서울대 보건대학원), 이덕희(North Carolina 보건대학원)
	● 토론자 : 주영수(한림대 의대 산업의학)
	Health, Health Related Behaviors, and Their Effect on Labor Market
	Performance
	○ 발표자 : 안주엽(한국노동연구원)
	● 토론자 없음

목 차

제4주제  소득과 빈곤 - 목련관

소득계층의 변화요인 분석 -가구 특성을 중심으로-  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  1

김진욱(건국대 경상학부), 정의철(건국대 부동산)

저소득층의 특성 및 경제활동상태 변화에 관한 연구  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  18

김철희(한국직업능력개발원)

경제위기와 소득불평등: 1997년 이후를 중심으로  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  43

최바울(한국개발연구원), 김성환(경북대 경제)

빈곤율 측정방법에 대한 새로운 접근 :

노인가구의 필요소득 감소를 고려한 빈곤선 설정  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  65

전승훈(성균관대 경제)

가족·국가·공동체의 소득 안정화 효과 분석  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  83

홍경준(성균관대 사회복지:미발표)

제5주제  여성과 근로 - 수련관

기혼여성 출산 후 경력단절 및 노동시장 복귀에 관한 분석  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  108

김지경(한국노동연구원)

결혼과 출산을 중심으로 한 여성취업률의 동태적 분석  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  132

김우영(공주대 경제학)

여성가구주의 빈곤화와 빈곤가구의 사회경제적 특성  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  161

박재규(전라북도 여성발전연구원)

제6주제  노동시장 II - 동백관

일과 빈곤(Working Poor in Korea)  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  당일배포

금재호(한국노동연구원)

장애인의 경제활동 참가와 취업확률  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  190

황수경(한국노동연구원), 이상호(한국노동연구원)

지역별 취업이탈확률 및 요인에 관한 연구  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  213

정인수(한국노동연구원)

노동조합 임금효과의 재고찰 : 개인의 직장내 직위를 고려하여  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□  243

강창희(싱가폴대 경제)

제7주제  고령자 노동시장과 은퇴 - 목련관

55세 이상 고령자의 노동시장 이탈 과정

은퇴-비취업의 경계에 대한 함의  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  267

박경숙(동아대 사회)

고령자의 임금과 취업형태  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  300

장지연(한국노동연구원)

55세 이상 은퇴자들의 노후생활 적응에 관한 연구  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  322

모선희(공주대 사회복지), 강지현(한국노인문제연구소)

은퇴자 가구의 소득과 소비  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  346

안종범(성균관대 경제), 전승훈(성균관대 경제)

제8주제  건강과 노동시장 - 수련관

Age and Gender Variations in the Effects of Socioeconomic Status on

Self-rated Health in Korea  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  368

박현준(Wisconsin 사회)

건강상태와 노동시장 성과의 이중인과관계에 대한 연구  □□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□□  404

김창엽(서울대 보건대학원), 이덕희(North Carolina 보건대학원)

Health, Health Related Behaviors, and Their Effect on Labor Market

Performance

안주엽(한국노동연구원)

【제4주제】

소득과 빈곤

소득계층의 변화요인 분석 -가구 특성을 중심으로-

저소득층의 특성 및 경제활동상태 변화에 관한 연구

경제위기와 소득불평등: 1997년 이후를 중심으로

빈곤율 측정방법에 대한 새로운 접근:

노인가구의 필요소득 감소를 고려한 빈곤선 설정

□ 가족·국가·공동체의 소득 안정화 효과 분석

소득계층의 변화요인 분석 -가구 특성을 중심으로-

김 진 욱 * 정 의 철**

한국노동패널의 1998년과 2001년 자료를 이용하여 계층변화 요인을 분석한 본 연구는 가구별 소득을 중심으로 분석하였다. 가구소득을 균등화된 소득으로 수정하여 분석하며, 5분위지수를 기준으로 4년 동안에 한 계층 이상 상승한 계층(상승계층), 계층이 유지되는 계층(유지계층), 한 계층 이상 하락한 계층(하락계층)으로 구분하여 분석하였다. 본 연구에서는 가구간 계층 변화에 관한 분석을 위해 다항로짓(Multinomial Logit) 모형과 순위로짓(Ordered Logit) 모형을 사용하였다. 독립변수로는 가구별 특성변수를 이용하였는데, 가구별 특성변수는 시간에 따라 변화하지 않는(time-invariant) 변수들과 시간에 따라 변하는(time-variant) 변수로 구분하여 분석하였다. 시간에 따라 변화하지 않는 변수로는 가구주의 성별이 포함되며 시간에 따라 변하는 변수로는 가구의 거주지역, 가구원수, 취업자수 그리고 교육수준이 포함된다. 가구주 연령은 시간에 따라 변하지만 변화 크기가 고정되어 있으므로 2001년을 기준으로 분석하였다. 다항로짓모형을 이용하여 추정한 결과, 98년 거주지, 98년 가구원수, 98년 취업자 수 및 취업자의 변화가 통계적으로 유의적인 것으로 나타났다. 순위로짓모형에 기초하여 독립변수별로 한계효과를 추정한 결과 98년 거주지가 특별□광역시가 아니라 도에 거주할수록, 가구주 연령이 많을수록, 가구원 수가 증가할수록 소득 계층이 상승할 확률은 감소하고, 가구주 교육수준이 높을수록 가구내 취업자 수가 많았고, 취업자 수가 증가할수록 소득계층이 상승할 확률이 더 높아진다고 볼 수 있다.

I. 서론

1997년 말부터 시작된 우리나라의 외환위기는 경제의 구조를 변화시켰을 뿐만 아니라 한국 사회의 계층을 변화시키는 하나의 계기가 되었다. 외부의 충격으로 말미암아 경제구조는 크게 변하고 이러한 경제구조의 변화는 일반적으로 소득 계층을 변화시키는 요인이 된다.

1998년에는 경제위기로 말미암아 중산층이 붕괴되었는데, 부유층의 경우 고금리로 부를 더욱 증대시키는 계기가 되었고, 중산층의 경우에는 고금리로 말미암아 빈곤층으로 전락하는 사회의 양극화 현상이 두드러졌다. 1998년 이후 금리가 안정되고, 빈부격차를 해소하려는 일련의 정부의 정책이 실시되었다. 그러나 최근의 연구결과(김진욱, 2002)에 따르면 외환위기 이후 소득분배가 개선되지 않은 것으로 나타나고 있다.

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* 건국대학교 상경대학 경상학부 경제학전공 부교수

** 건국대학교 정치대학 부동산학과 조교수

이러한 1998년의 양극화 현상이 과연 4년 후인 2001년에는 어떻게 변하였는지를 살펴보는 것은 상당한 의미를 지니고 있다. 따라서 본 연구에서는 1998년과 2001년 사이에 소득 계층의 변화 요인을 살펴보고자 한다.

본 연구에서는 한국노동패널(KLI Panel Data)을 이용하여 1998년과 2001년의 각 계층의 실태를 파악하고, 계층 변화가 크게 나타난 계층의 특성을 살펴보고자 한다. 계층을 구분하는 기준은 가구 소득이다. 한국노동패널에서 정의하고 있는 가구 소득은 근로소득, 금융소득, 부동산소득, 이전소득 및 기타소득으로 구분되어 있는데, 본 연구에서는 이들 소득을 합하여 가구 소득으로 사용한다.

가구 소득을 기준으로 분석하는 경우에는 가구원수가 가구별로 상이하므로 가구원수에 따른 균등화된 소득을 도출하는 것이 중요하다. 본 연구에서는 가구 소득을 가구동등화지수(equivalence scale)를 이용하여 균등화된 가구 소득으로 변형한 후 이를 근거로 5분위 지수(quantiles)를 기준으로 계층을 다섯 계층으로 구분한다. 본 연구의 대상이 되는 계층은 크게 세 가지로 구분할 수 있다. 첫째, 1998년과 비교하여 2001년에 5분위 지수에서 한 계층이상 상승한 계층(상승계층), 둘째, 1998년에 비해 2001년에 한 계층이상 하락한 계층(하락계층), 그리고 세 번째는 1998년과 2001년에 계층 변화가 없는 계층(유지계층)으로 구분할 수 있다.

상승계층, 유지계층 및 하락계층의 실태를 파악하기 위해 이들의 인구□사회학적 특성인 가구원수, 가구당 취업자수, 가구주의 성별, 학력, 연령을 중심으로 분석한다. 이들 계층의 특성을 살펴본 후 다항로짓(Multinomial Logit) 모형과 순위로짓(Ordered Logit) 모형을 이용하여 변화 요인을 분석하고자 한다. 자료의 변형과 균등화된 가구별 소득을 기준으로 상승계층, 유지계층과 하락계층을 선택하기 위해서 SAS 8.1을 이용하고, 다항로짓 모형과 순위로짓 모형의 분석을 위해서는 LIMDEP 7.0을 사용하였다.

II. 계층에 대한 정의

본 연구에서 분석대상으로 하는 계층 분류가 첫 번째 중요한 문제로 부각된다. 계층을 분류하기 위해 본 연구에서는 소득을 기준으로 분석한다. 한국노동패널 자료에서 소득은 임금소득(wages and salaries), 금융소득(income from savings and investment), 부동산소득(income from real estate), 사회보험 수혜(income from social security), 이전소득(transfer income except income from social security), 기타소득(income from other sources) 등으로 구분하고 있다. 본 연구에서는 이러한 모든 소득을 합한 것을 가구 소득으로 정의한다.

가구 소득을 기준으로 분석하는 경우에는 가구원수를 하나의 균등한 지표로 전환할 필요가 있다. 본 장에서는 우선 가구원수에 의거한 가구동등화 지수를 고려하여 균등화된 소득을 도출한 후 계층을 분류하고자 한다.

1. 가구동등화 지수

가구 소득을 중심으로 분석하는 경우에는 가구별로 가구원 수의 차이가 있으므로 가구동등화 지수를 고려하여 가구 소득을 변형하여야 할 것이다. 가구동등화 지수에 대한 대표적인 연구 결과와 OECD 결과를 수록한 것이 다음 <표 1>과 같다.

<표 1> 가구동등화 지수

가구원수	OECD1)	장현준2)	김진욱3)	한국보건사회연구원4)
				1989	1994
1 2 3 4 5 6 7	1.00 1.41 (1.00) 1.73 (1.23) 2.00 (1.42) 2.23 (1.58) 2.44 (1.73) 2.65 (1.88)	- 1.00 1.31 1.63 1.90 2.31 -	1.00 1.41 (1.00) 1.74 (1.23) 2.08 (1.48) 2.27 (1.61) 2.49 (1.77) -	- 1.00 1.33 1.64 1.93 2.20 -	- 1.00 1.53 1.87 2.15 2.36 -

*) 괄호 안의 수치는 2인 가구를 1.00으로 계산한 결과임.

자료: 1) F□ster Michael F., Measurement of Low Incomes and Poverty in a  Perspective of International Comparisons,  Labour Market and Social Policy Occasional Papers No. 14, OECD/GD(94)10, OECD, Paris 1994.

2) 장현준, 『한국도시부문의 표준생계비』, 1986.

3) 김진욱, □한국 가계의 동등화 소비단위□, 『공공경제』, 2000.

4) 한국보건사회연구원, 『최저생계비계측조사』, 1989, 1994.

OECD를 비롯하여 많은 국가에서는 가구 소득이나 가구 지출을 가구원 수의 제곱근으로 나누어서 균등화된 소득이나 균등화된 지출수준을 도출하여 분석하고 있다. 우리나라에서 도출한 가구 동등화 지수를 살펴보면 1996년 가구소비실태조사를 이용하여 분석한 김진욱(2000)의 결과는 OECD의 결과와 흡사하였다. 반면에 1986년에 추정한 장현준의 연구결과에서는 OECD나 김진욱의 결과보다는 약간 더 높은 것으로 나타났다. 장현준의 연구 결과는 1985년 자료를 사용하였는데, 1985년 이후 한국 경제가 급변하였으므로 이 결과를 사용하기에는 적절하지 않다. 한국보건사회연구원의 결과에 의하면 1989년의 경우 장원준의 결과와 유사하고, 1994년의 경우에는 장원준의 결과보다 약간 높게 추정되었다. 그러나 한국보건사회연구원의 결과는 전 가구를 대상으로 분석한 것이 아니라 빈곤가구(최저생계비 이하 계층) 만을 대상으로 분석하였으므로 이 연구원의 결과를 사용하기에는 적절하지 않다.

OECD와 김진욱의 결과가 다른 연구결과를 비교하기 위해서는 2인 가구를 기준으로 분석하여야 하므로 <표 1>의 괄호 안의 수치를 비교하여 분석한 결과이다.

따라서 본 연구에서는 동등화된 가구 소득을 도출하기 위해 OECD의 방법을 사용하고자 한다. 이를 수식으로 표시하면 다음과 같다.

[eqn: 가구의 ~동등화 ~소득`(`혹은 ~ 지출 `)~~ = ~~ {가구~소득`(`혹은 ~ 지출`)} over { SQRT { 가구원수} }]

2. 계층 구분

본 연구에서 다루고자 하는 계층은 5분위지수(quintile)를 중심으로 분석한다. 이러한 5분위지수에 따라 본 연구에서 사용한 한국노동패널에 의하면 계층에 해당하는 가구 수는 다음과 같다. 한국노동패널은 해마다 5,000 가구를 조사하고 있으나, 본 연구에서 대상이 된 가구는 3,251가구이다. 이와 같은 결과가 도출된 것은 첫째, 1998년과 2001년의 ID가 상이한 것을 제외하고, 둘째, 소득에 대하여 대답을 하지 않거나 모른다고 대답한 가구 및 1998년이나 2001년에 산업이나 직업을 알려주지 않은 가구를 제외하였기 때문이다.

전술한 동등화된 소득을 중심으로 1998년과 2001년의 동등화된 가구별 소득에 따라 계층을 구분하면 지난 4년 동안 한 계층이상 상승한 상승계층은 1,113가구이며, 유지계층은 1,159가구이고, 한 계층이상 하락한 하락계층은 979가구에 달하였다.

<표 2> 계층 분류에 따른 가구수

2001 1998	하위 20% (I)	20%-40% (II)	40%-60% (III)	60%-80% (IV)	상위 20% (V)	총 가구수
하위 20% (I)	338	144	91	64	25	662
20%-40% (II)	114	208	141	117	58	638
40%-60% (III)	64	143	178	172	100	657
60%-80% (IV)	63	83	129	169	201	645
상위 20% (V)	71	79	96	137	266	649
총 가구수	650	657	635	659	650	3251

자료: 한국노동패널(1998, 2001)

III. 추정방정식 설정

가구소득의 변화가 독립변수와 선형관계가 존재함을 가정하면 다음과 같은 추정방정식을 상정할 수 있다.

[eqn: DELTA Y_i = beta' X_i + e_i],	(1)

여기서 [eqn: beta]는 상수항을 포함한 추정계수 벡터이며, [eqn: e_i]는 오차항이다.

이제 종속변수인 [eqn: DELTA Y_i]가 계층으로 나뉘어 이산적으로 측정된다고 가정하자. 이산적으로 측정된 계층의 수가 3가지 이상인 경우 다항로짓모형을 통하여 추정될 수 있다. 본 연구에서는 가구소득의 변화를 3가지 계층(하락계층, 유지계층, 상승계층)으로 나누어 분석하므로 다항로짓모형이 적용될 수 있다. 또한 소득계층의 변화가 하락, 유지, 상승과 같이 순위를 가지고 있으므로 순위로짓모형을 이용한 추정도 가능하다. 본 연구에서는 다항로짓모형과 순위로짓모형을 모두 이용하여 추정하고자 한다.

먼저 다항로짓모형을 통하여 가구특성이 소득계층의 변화에 미치는 영향에 대한 추정모형을 살펴보면 다음과 같다. 여기서 오차항([eqn: e_i])은 독립적이고 동일한 와이블(Weibull) 분포를 따른다고 가정하자. 가구 [eqn: i]의 소득계층의 변화가 [eqn: j]라고 하면 이에 대한 확률모형은

[eqn: prob (I_i = j) = e^{beta_j^' X_i } over {SUM from {{k}=0} to 2 e^{beta_k^' X_i }}],	(2)

이다. 여기서 [eqn: I_i]는 가구 [eqn: i]의 소득계층 변화를 의미하는 지표(index)이며 [eqn: j]는 0 (하락), 1 (유지), 2 (상승)의 값을 갖는다.

추정계수가 식별 가능하도록 소득계층의 변화가 유지([eqn: I_i = 1])될 때의 추정계수벡터([eqn: beta_1])를 0으로 하면 각 소득계층 변화에 속할 확률은 다음과 같다.

[eqn: prob (I_i = j) = e^{beta_j^' X_i } over {1 + SUM from {{k}=1} to 2 e^{beta_k^' X_i }}], [eqn: j = 0, 2].	(3-1)

[eqn: prob (I_i = 1) = 1 over {1 + SUM from {{k}=1} to 2 e^{beta_k^' X_i }}].	(3-2)

만일 가구 [eqn: i]가 [eqn: j]에 속하는 경우 [eqn: d_ij = 1], 그렇지 않은 경우 [eqn: d_ij = 0]로 정의하면 로그우도(log likelihood) 함수는 아래 식 (4)와 같고 최우추정법을 이용하여 추정하면 추정계수 벡터 [eqn: beta]를 구할 수 있다.

[eqn: ln L = SUM from { { i}=1} to n SUM from { { j}=0} to 2 d_ij``` ln``` p rob ``(I_i = j)].	(4)

한편 오차항([eqn: e_i])이 표준정규분포를 갖는다고 가정하면 다음과 같은 순위로짓모형을 상정할 수 있다.

[eqn: I_i = 0] if [eqn: DELTA Y_i~ <=~ mu_0],

[eqn: I_i = 1] if [eqn: mu_0~ <~DELTA Y_i~ <=~ mu_1],	(5)

[eqn: I_i = 2] if [eqn: mu_1~ <~ DELTAY_i~],

여기서 [eqn: mu_j]는 사전적으로 알고 있지 못하며 [eqn: beta]와 같이 추정될 계수이다. [eqn: PHI (cdot)]가 표준정규누적분포함수라고 하면 가구의 소득변화가 각 범주에 속할 확률은 다음과 같다.

[eqn: prob(I_i = 0) = PHI (-beta'X_i )],

[eqn: prob(I_i = 1) = PHI (mu_1 -beta'X_i )-PHI (beta'X_i )],	(6)

[eqn: prob(I_i = 2) = 1-PHI (mu_1 -beta'X_i )].

모형의 로그우도함수는 다음과 같이 표시할 수 있다.

[eqn: logL = SUM from { { i}=1} to n SUM from { { j}=0} to 2 M_ij log [PHI(mu_j - beta'X_i ) - PHI(mu_j-1 - beta' X_i )]],	(7)

여기서 [eqn: I_i]가 [eqn: j]범주에 속하면 [eqn: M_ij]는 1이고 그렇지 않으면 [eqn: M_ij]는 0이 된다. 또한 모든 [eqn: mu]가 식별되지 않으므로 [eqn: mu_0 =0]으로 가정한다. 식 (7)을 최우추정법을 이용하여 추정하면 [eqn: mu_1]과 추정계수벡터 [eqn: beta]를 구할 수 있다.

Greene(1997)이 지적한 바와 같이 다항로짓모형과 순위로짓모형에서의 추정계수의 해석은 조심스러울 필요가 있다. 다항로짓모형의 경우 통상적으로 [eqn: beta_j]를 이용하여 [eqn: j]범주에 속할 확률을 해석하기 쉬우나 그렇지 않을 수 있다는 것이다. 식 (3-1)을 [eqn: X_i]로 미분하면 설명변수 [eqn: X_i]의 범주 [eqn: j]에 대한 한계효과를 구할 수 있다. 이를 구체적으로 표현하면

보다 구체적인 내용은 Greene(1997), pp. 915-916 및 pp. 926-929를 참조할 것.

[eqn: {partial P_j }over {partial X_i } = P_j left [ beta_j - SUM from { { k}=0} to 2 P_k beta_k right ] = P_j left [beta_j - bar beta right ]].	(8)

즉, 설명변수 [eqn: X_i]가 범주 [eqn: j]에 속할 확률에 미치는 한계효과는 [eqn: beta_j]뿐 아니라 모든 추정계수를 포함하고 있다는 것이다. 따라서 특정 독립변수가 소득계층의 변화에 미치는 효과 (보다 구체적으로 특정 계층변화에 속할 확률에 미치는 효과)는 추정계수의 부호와 값을 이용하는 대신에 한계효과를 계산하여 파악하여야 한다.

또한 순위로짓모형에서도 가구특성 등 독립변수의 변화가 종속변수에 미치는 확률은 추정계수의 부호를 가지고 정확하게 예측할 수 없다. 추정계수 벡터와 [eqn: mu]들이 일정하다는 가정 하에서 특정 독립변수의 변화는 확률분포를 이동시키게 되는데 만일 고려하고 있는 독립변수의 추정계수가 양(+)이라고 한다면 이 독립변수가 증가할 때 [eqn: prob (I_i = 0)]는 감소하며 [eqn: prob (I_i = 2)]는 증가한다. 즉, [eqn: prob (I_i = 0)]는 추정계수의 부호와 반대의 부호를 가질 것이며 [eqn: prob (I_i = 2)]는 같은 부호를 가질 것이다. 따라서 특정 독립변수의 변화에 따라 가구가 속하는 소득계층 변화 확률의 한계효과를 고려함으로써 올바르게 해석될 수 있다. 독립변수벡터([eqn: X]) 중 [eqn: h]번째 변수가 소득계층 변화에 미치는 한계효과는 다음과 같이 표현된다.

[eqn: partial prob(I_i = 0)/partial X_h = - phi(beta'X_i )beta_h],

[eqn: partial prob(I_i = 1)/partial X_h = [phi(beta'X_i )-phi(mu_1 - beta'X_i )]beta_h],	(9)

[eqn: partial prob(I_i = 2)/partial X_h = phi(mu_1 - beta'X_i )beta_h],

여기서 [eqn: beta_h]는 [eqn: h]번째 독립변수의 추정계수이다.

가구소득의 변화요인은 여러 가지가 있을 수 있으나 본 연구에서는 가구별 특성변수를 이용하였다. 가구별 특성변수는 시간에 따라 변화하지 않는(time-invariant) 변수들과 시간에 따라 변화하는(time-variant) 변수들로 나누어 질 수 있다. 시간에 따라 변화하지 않는 변수로는 가구주의 성별을 포함시켰으며 시간에 따라 변화하는 변수로는 가구의 거주지역, 가구원 수, 가구주 교육수준, 가구내 취업자 수를 포함시켰다. 가구주 연령은 시간에 따라 변화하나 그 변화의 크기가 고정되어 있어 2001년 가구주 연령만을 포함시켰다.

IV. 소득계층별 실태

소득계층별 실태를 파악하기 위해서 본 연구에서는 각 계층이 지니고 있는 특성을 표를 통해서 살펴보고자 한다. 한국노동패널에서 얻을 수 있는 가구의 특성은 다음과 같이 분류할 수 있다. 첫째, 가구의 특성이라고 할 수 있는 가구원 수나 취업자 수를 들 수 있다. 두 번째는 가구주의 특성으로서 가구주의 성별, 연령, 교육수준 등으로 구분할 수 있을 것이다.

1. 가구 특성에 의한 소득계층별 실태

가. 가구원수에 따른 소득계층별 실태

가구원수가 많을수록 1998년과 비교하여 계층이 하나 이상 하락한 가구가 많은 것으로 나타났다. 5인 가구의 경우 1998년에 147가구에서 2001년에 158가구로 11가구가 증가하였으며, 6인 가구의 경우 1998년에 56가구에서 2001년에 63가구로 증가하였다. 그러나 하락계층의 경우 4인가구 이하의 가구 수는 절대적으로 줄어드는 것으로 나타났다.

<표 3> 계층별 가구원수

	상승계층		유지계층		하락계층		합계
	1998	2001	1998	2001	1998	2001	1998	2001
1	68	60	139	129	61	55	268	244
2	96	96	173	154	134	131	403	381
3	215	180	209	197	201	198	625	575
4	474	519	414	446	380	374	1,268	1,339
5	176	181	175	177	147	158	498	516
6이상	84	77	49	56	56	63	189	196
합계	1,113	1,113	1,159	1,159	979	979	3,251	3,251

자료: 한국노동패널(1998, 2001)

나. 취업자 수에 따른 소득계층별 실태

1998년과 비교하여 2001년에 계층이 상승한 가구는 취업인원이 없는 가구의 경우 110가구에서 38가구로 큰 폭으로 줄어들었으나 취업인원수가 2인 이상인 경우는 크게 늘어났다. 2001년에 계층이 하락한 가구는 취업자가 없거나 취업자 수가 1인 이하인 경우 큰 것으로 나타났다.

<표 4> 계층별 취업자수

	상승계층		유지계층		하락계층		합계
	1998	2001	1998	2001	1998	2001	1998	2001
0	110	38	180	170	123	140	413	348
1	596	452	554	526	464	512	1,614	1,490
2	338	472	355	381	308	273	1,001	1,126
3	56	113	55	62	66	42	177	217
4이상	13	38	15	20	18	12	46	70
합계	1,113	1,113	1,159	1,159	979	979	3,251	3,251

자료: 한국노동패널(1998, 2001)

다. 거주지역에 따른 소득계층별 실태

상승계층은 유지계층이나 하락계층과 비교하여 상대적으로 특별□광역시 지역에 거주하는 가구가 많다. 즉, 특별□광역시에 거주하는 가구가 전체 평균이 57.3%(1998년), 55.7%(2001년)인데, 상승계층은 각기 61.1% (1998년), 59.2%(2001년)로 높게 나타났다. 하락계층은 지역별 분포로 보았을 때 전체 평균과 거의 비슷한 추세를 보였으며, 유지계층은 전반적으로 특별□광역시 거주 가구가 적은 것으로 나타났다.

<표 5> 계층별 거주지역

	상승계층		유지계층		하락계층		합계
	1998	2001	1998	2001	1998	2001	1998	2001
광역시	680	659	622	601	561	551	1,863	1,811
도	433	454	537	558	418	428	1,388	1,440
합계	1,113	1,113	1,159	1,159	979	979	3,251	3,251

자료: 한국노동패널(1998, 2001)

2. 가구주 특성에 의한 소득계층별 실태

최근의 연구결과에 의하면 빈곤가구로 추락할 가능성이 가장 높은 계층은 여성가구주인 가구이며, 가구주 연령이 60대 이상으로 나타났다. 이외에도 학력이 낮을수록 빈곤가구가 될 가능성이 높은 것으로 나타나고 있다. 가구주의 특성에 의거하여 소득계층이 상승하거나 하락하는 추세가 과연 이러한 빈곤층의 추세와 유사한지를 살펴보고자 한다.

박찬용, 김진욱, 김태완(2000) 참조.

가. 가구주 성별에 따른 소득계층별 실태

1998년과 2001년에 가구주의 성별 변화는 가구나 가구주에 대한 다른 특성 변화보다 상대적으로 일정한 것으로 계산되었다. 특히 남성 가구주가 사망하거나 이혼한 경우를 제외하고서는 거의 가구주의 성별에 변화가 없다. 상승계층의 경우에는 남성가구주의 비율이 다른 계층에 비해 상대적으로 높게 나타났다.

<표 6> 계층별 가구주 성별

	상승계층		유지계층		하락계층		합계
	1998	2001	1998	2001	1998	2001	1998	2001
남성	995	994	983	967	862	844	2,840	2,805
여성	118	119	176	192	117	135	411	446
합계	1,113	1,113	1,159	1,159	979	979	3,251	3,251

자료: 한국노동패널(1998, 2001)

나. 가구주 연령에 따른 소득계층별 실태

가구주 연령은 시간이 경과함에 따라 가구주가 변동된 경우를 제외하고서는 4살 증가하였다는 것 이외에는 특별한 변화가 없으므로 1998년이나 2001년의 연령을 일률적으로 사용할 수 있다. 2001년을 기준으로 분석하여 보면, 상승계층은 60대 이상을 제외한 모든 계층에서 평균보다 높게 나타났고, 유지계층은 60대 이상이 비율이 평균보다 높았으며, 하락한 계층은 50대와 60대 이상이 평균보다 높은 것으로 나타났다. 따라서 가구주 연령이 높을수록 하락계층이 많은 것으로 나타났다.

<표 7> 계층별 가구주 연령

	상승계층		유지계층		하락계층		합계
	1998	2001	1998	2001	1998	2001	1998	2001
20대	82	24	86	22	58	18	226	64
30대	341	274	309	266	250	200	900	740
40대	342	380	319	348	266	290	927	1,018
50대	214	251	200	234	233	226	647	711
60대 이상	134	184	245	289	172	245	551	718
합계	1,113	1,113	1,159	1,159	979	979	3,251	3,251

자료: 한국노동패널(1998, 2001)

다. 가구주 교육 수준에 따른 소득계층 실태

일반적으로 학력이 높을수록 계층이 상승할 가능성이 높다는 것을 반영하여 1998년과 2001년의 가구주 교육수준에 의거한 상승계층을 살펴보면 전문대학 졸업이상의 학력을 소유한 가구주 가구가 평균보다 가장 큰 것으로 계산되었다. 계층을 유지한 경우에는 초등학교 졸업과 전문대학 이상의 학력을 소유한 계층이 평균보다 큰 것으로 계측되었고, 하락계층은 중□고등학교 학력을 소유한 계층이 평균보다 크게 나타났다.

<표 8> 계층별 가구주 교육 수준

	상승계층		유지계층		하락계층		합계
	1998	2001	1998	2001	1998	2001	1998	2001
초등학교 졸업이하	202	199	309	311	208	216	719	726
중학교 졸업	193	205	159	166	163	178	515	549
고등학교 졸업	449	429	401	390	423	399	1,273	1,218
전문대학 졸업이상	269	280	290	292	185	186	744	758
합계	1,113	1,113	1,159	1,159	979	979	3,251	3,251

자료: 한국노동패널(1998, 2001)

V. 회귀분석 결과

가구 소득별로 계층이 유지된 경우를 기준으로 전술한 식 (2)를 추정한 다항로짓모형 추정결과를 수록한 것이 다음 <표 9>이다. 로그우도([eqn: L(beta)])값은 -3049.21이고 상수항을 제외한 모든 설명변수가 0 이라고 가정한 제한된 로그우도([eqn: L(0)])값은 -3563.41로 계산된다. -2[[eqn: L(beta)-L(0)]]가 [eqn: chi ^2]분포를 가지고 있고 [eqn: chi ^2]값이 308.4로 자유도 20에서의 유의수준 1%의 [eqn: chi ^2]값이 39.99이므로 모형전체의 적합성은 우수한 것으로 판단된다. 또한 [eqn: 1-L(beta)/L(0)]로 계산한 유사(pseudo) [eqn: bar R^2]는 약 0.14로 나타났다. 총 3,251 가구 중 약 45.1%인 1,466가구의 소득수준 변화가 올바르게 예측되었다.

<표 > 다항로짓모형 추정결과

	하락계층		상승계층
	추정계수	t-값	추정계수	t-값
상수항	-0.3531	-1.016	-0.0644	-0.188
98년 거주지 (도 = 1)	-0.1509*	-1.688	-0.3234***	-3.652
거주지 변화 (도□시 = 1)	-0.0746	-0.175	0.3734	0.967
가구주 성별 (남 = 1)	0.1786	1.266	0.1479	1.024
01년 가구주 연령	0.0002	0.044	-0.0154***	-3.731
98년 가구원 수	0.1595***	3.791	0.0964**	2.303
가구원 수 변화	0.0845	1.372	-0.1594**	-2.361
98년 가구주 교육수준	-0.0600*	-1.699	-0.0046	-0.133
가구주 교육수준 변화	-0.1749*	-1.679	0.1204	1.164
98년 가구내 취업자 수	-0.1537**	-2.166	0.2601***	3.746
가구내 취업자 수 변화	-0.3580***	-5.261	0.5797***	8.983
Log Likelihood	-3049.21
Restricted Log Likelihood	-3563.41

* 유의수준 10%에서 유의적임.

** 유의수준 5%에서 유의적임.

*** 유의수준 1%에서 유의적임.

하락계층이나 상승계층의 경우 98년 거주지, 98년 가구원 수, 98년 취업자 수 및 취업자 수의 변화가 통계적으로 유의적인 것으로 나타났다. 가구주 연령과 가구원 수의 변화는 소득계층이 상승한 상승계층에서 유의적인 것으로 나타났으며, 가구주 교육수준이나 가구주 교육수준의 변화에 관한 변수는 가구소득이 하락하는 하락계층에서 유의적인 것으로 나타났다. 그러나 거주지 변화, 가구주 성별 등은 유의적이지 않은 것으로 나타났다. 계수 값이 가장 크게 도출된 것은 가구내 취업자수 변화로 가구내에서 취업자수가 증가하면 계층이 상승하는 형태를 보이고 있다.

<표 10>은 이상의 추정결과를 바탕으로 각 독립변수별 한계효과를 계산한 것으로 전술한 식 (8)을 계산한 결과이다. 98년 거주지가 도인 경우는 특별□광역시인 경우에 비하여 소득계층의 변화가 거의 없을 확률이 0.0562로 가장 높은 것으로 나타났으며 소득계층이 상승할 확률은 -0.0567만큼 감소하는 것으로 나타났다. 또한 가구주 연령이 1단위 증가할 경우 소득계층이 불변일 확률이 가장 높고(0.0019), 하락할 확률은 0.0016이며 상승할 확률은 -0.0034만큼 감소하는 것으로 예측되었다.

한편 가구원 수가 많은 가구일수록 소득계층이 하락할 확률이 높은 것으로 나타났으며 가구원 수가 증가할수록 소득계층이 하락할 확률이 더 높다. 가구원 수가 1명 증가하게 되면 소득계층이 하락할 확률은 0.0336 증가하나 소득계층이 상승할 확률은 -0.0438만큼 감소한다. 98년 가구주의 교육수준이 높을수록 소득계층이 상승할 확률은 0.0441만큼 증가하는 반면 소득계층이 하락할 확률은 -0.0487만큼 감소한다.

가구내 취업자 수의 효과가 가장 높은 것으로 나타났는데 98년 가구내 취업자 수가 1명 더 많을수록 소득계층이 상승할 확률은 0.0730만큼 증가하고 하락할 확률은 -0.0582만큼 감소한다. 예상한 바와 같이 취업자 수의 증가 효과는 매우 높게 나타나 취업자 수가 1명 증가할수록 소득계층이 증가할 확률은 0.1642만큼 증가하고 소득계층이 하락할 확률은 -0.1329만큼 감소하는 것으로 예측되었다.

<표 > 다항로짓모형 추정결과에 따른 한계효과

	하락계층	유지계층	상승계층
98년 거주지 (도 = 1)	-	0.0562	-0.0567
01년 가구주 연령	0.0016	0.0019	-0.0034
98년 가구원 수	0.0239	-0.0294	-
가구원 수 변화	0.0336	-	-0.0438
98년 가구주 교육수준	-0.0121	-	-
가구주 교육수준 변화	-0.0487	-	0.0441
98년 가구내 취업자 수	-0.0582	-	0.0730
가구내 취업자 수 변화	-0.1329	-0.0313	0.1642

이상의 결과를 통해 볼 때 98년 거주지가 특별·광역시가 아니라 도에 거주할수록, 가구주 연령이 많을수록, 가구원 수의 변화가 클수록 소득계층이 상승할 확률은 감소하고 가구주 교육수준이 증가할수록, 98년 가구내 취업자 수가 많았고 이후 취업자 수가 증가할수록 소득계층이 상승할 확률은 더 높아진다고 볼 수 있을 것이다.

한편 순위로짓모형의 추정식인 식 (5)를 추정하여 결과를 수록한 것이 <표 11>에 나타나 있다. 로그우도([eqn: L(beta)])값은 -3437.39이고 상수항을 제외한 모든 설명변수가 0 이라고 가정한 제한된 로그우도([eqn: L(0)])값은 -3563.41로 계산된다. -2[[eqn: L(beta)-L(0)]]가 [eqn: chi ^2]분포를 가지고 있고 [eqn: chi ^2]값이 252.03으로 자유도 10에서의 유의수준 1%의 [eqn: chi ^2]값이 25.19이므로 모형전체의 적합성은 우수한 것으로 판단된다. 총 3,251 가구 중 약 41.7%인 1,355가구의 소득수준 변화가 올바르게 예측되어 다항로짓모형보다 설명력은 약간 떨어지는 것으로 나타났다.

<표 > 순위로짓모형 추정결과

	추정계수	t-값
상수항	0.6220***	3.824
98년 거주지 (도 = 1)	-0.0740*	-1.810
거주지 변화 (도□시 = 1)	0.1913	1.010
가구주 성별 (남 = 1)	-0.0260	-0.389
01년 가구주 연령	-0.0059***	-3.137
98년 가구원 수	-0.0271	-1.428
가구원 수 변화	-0.1025***	-3.581
98년 가구주 교육수준	0.0205	1.228
가구주 교육수준 변화	0.1218***	2.608
98년 가구내 취업자 수	0.1750***	5.435
가구내 취업자 수 변화	0.4149***	14.664
[eqn: mu_1]	0.9734***	39.397
Log Likelihood	-3437.393
Restricted Log Likelihood	-3563.410

* 유의수준 10%에서 유의적임.

** 유의수준 5%에서 유의적임.

*** 유의수준 1%에서 유의적임.

추정결과를 보면 98년도 거주지는 유의수준 10%에서, 그리고 2001년 가구주 연령, 가구원 수의 변화, 가구주 교육수준의 변화, 98년 가구내 취업자 수 및 가구내 취업자 수의 변화는 유의수준 1%에서 통계적으로 유의적인 것으로 나타났다. 그러나 거주지 변화, 가구주 성별, 98년 가구원 수, 98년 가구주의 교육수준 등은 통계적으로 유의적이지 않게 나타났다.

상기 순위로짓모형의 추정결과를 바탕으로 식 (9)에 의거하여 계산된 주요변수들의 한계효과는 <표 12>로 독립변수 1단위의 증가가 가구의 소득계층 변화 확률을 얼마나 변화시키는가를 보여준다.

98년 거주지가 도인 경우는 특별·광역시인 경우에 비하여 소득계층이 하락할 확률을 0.0254만큼 증가시키며 상승할 확률을 -0.027만큼 감소시킨다. 98년에 도에 거주한 가구일수록 소득계층이 하락할 확률이 더 높다는 것을 의미한다. 한편 가구주 연령이 더 높은 가구일수록 소득계층이 하락할 확률이 더 높게 나타났다. 가구주 연령이 1단위(1세) 증가하면 소득계층이 하락할 확률은 0.002만큼 증가하는 반면 상승할 확률은 -0.0022만큼 감소하는 것으로 계산되었다. 가구원 수의 변화의 경우 98년에 비하여 2001년까지 가구원 수가 1명 더 증가하게 되면 소득계층이 하락할 확률은 0.0352만큼 증가하고 상승할 확률은 -0.0374만큼 증가한다.

한편 가구주 교육수준의 증가가 더 클수록, 98년 가구내 취업자 수가 더 많을수록, 그리고 2001년까지 가구내 취업자 수가 증가할수록 소득계층이 상승할 확률은 증가하는 반면 하락할 확률은 감소하는 것으로 나타났다. 98년에 비하여 가구주 교육수준이 1단위 더 증가하면 소득계층이 상승할 확률은 0.0444만큼 증가하고 하락할 확률은 -0.0418만큼 감소한다. 또한 98년 가구내 취업자 수가 1명 더 많으면 소득계층이 상승할 확률은 0.0636만큼 증가하며 하락할 확률은 -0.06만큼 감소한다. 다항로짓모형의 경우와 마찬가지로 가구내 취업자수 변화의 한계효과가 가장 높은 것으로 나타났다. 가구내 취업자 수가 1명 더 증가하면 소득계층이 상승할 확률은 0.1513만큼 증가한다. 반면 가구내 취업자 수가 1명 감소하게 되면 소득계층이 하락할 확률은 -0.1423만큼 감소하는 것으로 계산된다.

<표 > 순위로짓모형 추정결과에 따른 한계효과

	하락계층	유지계층	상승계층
98년 거주지 (도 = 1)	0.0254	0.0016	-0.0270
01년 가구주 연령	0.0020	0.0001	-0.0022
가구원 수 변화	0.0352	0.0022	-0.0374
가구주 교육수준 변화	-0.0418	-0.0026	0.0444
98년 가구내 취업자 수	-0.0600	-0.0038	0.0636
가구내 취업자 수 변화	-0.1423	-0.0090	0.1513

VI. 결론

한국노동패널의 1998년과 2001년 자료를 이용하여 계층변화 요인을 분석한 본 연구는 가구별 소득을 중심으로 분석하였다. 가구소득을 균등화된 소득으로 수정하기 위해서 본 연구에서는 OECD 방법을 사용하여 분석하였다.

5분위지수를 기준으로 계층을 셋으로 구분하여 분석하였다: 4년 동안에 한 계층 이상 상승한 계층(상승계층), 그대로 유지되는 계층(유지계층), 한 계층 이상 하락한 계층(하락계층)으로 구분하여 분석하였다.

본 모형에서 가구간 계층 변화에 관한 분석을 위해 다항로짓(Multinomial Logit) 모형과 순위로짓(Ordered Logit) 모형을 사용하였다. 본 연구의 분석을 위해 사용한 독립변수로는 가구별 특성변수를 이용하였다. 가구별 특성변수는 시간에 따라 변화하지 않는(time-invariant) 변수들과 시간에 따라 변하는(time-variant) 변수로 구분하여 분석하였다. 시간에 따라 변화하지 않는 변수로는 가구주의 성별을 포함시켰으며 시간에 따라 변하는 변수로는 가구의 거주지역, 가구원수, 취업자수 그리고 교육수준을 포함시켰다. 가구주 연령은 시간에 따라 변하지만 변화 크기가 고정되어 있으므로 2001년을 기준으로 분석하였다.

다항로짓모형을 이용하여 추정한 결과, 전계층의 경우 98년 거주지, 98년 가구원 수, 98년 취업자 수 및 취업자 수의 변화가 통계적으로 유의적인 것으로 나타났다. 가구주 연령과 가구원 수의 변화는 상승계층에서 유의적인 것으로 나타났으며, 가구주 교육수준이나 가구주 교육수준의 변화에 관한 변수는 가구소득이 하락하는 하락계층에서 유의적인 것으로 나타났다. 그러나 거주지 변화, 가구주 성별 등은 유의적이지 않은 것으로 나타났다. 계수 값이 가장 크게 도출된 것은 가구내 취업자수 변화로써 가구내에서 취업자수가 증가하면 계층이 상승하는 형태를 보이고 있다.

순위로짓모형 추정결과에 기초하여 독립변수별로 한계효과를 계산한 결과 98년 거주지가 특별□광역시가 아니라 도에 거주할수록, 가구주 연령이 많을수록, 가구원 수의 변화가 클수록 소득 계층이 상승할 확률은 감소하고, 가구주 교육수준이 높을수록, 가구내 취업자 수가 많았고, 취업자 수가 증가할수록 소득계층이 상승할 확률이 더 높아진다고 볼 수 있다.

계층을 변화시키는 여러 변수 가운데 가구내 취업자수 변화의 한계효과가 가장 높은 것으로 나타났다. 가구내 취업자 수가 1명 더 증가하면 소득계층이 상승할 확률은 0.1513만큼 증가한다. 반면 가구내 취업자 수가 1명 감소하게 되면 소득계층이 하락할 확률은 -0.1423만큼 감소하는 것으로 계산된다.

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저소득층의 특성 및 경제활동상태 변화에 관한 연구

김 철 희*

* 한국직업능력개발원 전문연구원

본 연구는 저소득층의 인구사회학적인 특성과 노동시장에서의 변화를 살펴보고, 저소득층의 경제활동상태 변화의 결정요인을 분석한다. 특히, 저소득층 가구의 가구주, 배우자, 소속 가구원 등의 변화를 분석하여 노동시장으로의 원활한 진입을 위한 요인을 모색해 본다. 한국노동패널 1∼4차 년도 자료를 이용하여 항상 저소득층 및 경험 저소득층으로 나누어 저소득 경험 유무를 구분하고, 로짓모형과 다항로짓모형을 사용하여 분석한 결과, 저소득층의 특성은 저학력, 고연령 및 부가노동자 효과 등으로 나타나며, 이러한 특징이 시간경과에도 불구하고 유지되고 있는 것으로 나타났다. 저소득층의 경제활동상태에서는 실업에서 취업으로 이행하는 비중이 감소했으며, 사회보험 수급과 직업훈련 이수가 취업확률을 높이는 것으로 나타났다. 이는 저소득층에 대한 사회안전망 제도의 적극 참여와 지원 필요성이 있음을 시사한다.

I. 서론

IMF 경제위기는 국민 경제 전반에 큰 영향을 미쳤으나 그 중 가장 큰 영향을 받은 계층은 소외계층이라 할 수 있는 저소득층이며, 이들 계층의 노동시장에서의 경제활동 여부 및 그 변화 행태는 실업대책을 포함한 노동시장정책과 나아가 복지정책 등의 수립 및 집행의 주요 지표가 된다.

경기가 회복되더라도 실업기간의 장기화 등에 따라 저소득층이 증가하고, 소득분배 악화에 따라 일정규모가 저소득층으로 잔존할 것으로 예상되므로 이들 계층에 대한 생계보호 및 취업을 촉진하기 위한 사회안전망의 제도화 등에 대한 다양한 정책적 논의가 지속적으로 활발하게 이루어지고 있다. 따라서 국가 경제와 사회의 안정을 위해서는 노동 및 복지정책의 주요 목표그룹 중의 하나인 저소득층의 경제활동상태 변화에 대한 면밀한 분석을 토대로 이들의 변화가 시사하는 바를 정책으로 연결시키는 노력이 필요하다.

그 동안 저소득층에 대한 연구는 주로 빈곤층의 빈곤결정요인 분석을 중심으로 한 논의가 지속적으로 이루어져 왔다(김승택·금재호, 2001; 정진호 외, 2002 등). 그리고 보다 광범위한 범주에서 사회복지, 사회보장 등 관련 분야와 빈곤과 근로복지, 생산적 복지 등의 분야를 중심으로 이루어져 왔을 뿐 저소득층의 노동시장에서의 지위 및 행태와 경제활동상태 변화에 대한 논의는 활발하지 않았던 것이 사실이다.

본 연구에서 분석하고자 하는 주된 내용은 저소득층의 경제활동상태 결정과 상태변화에 어떠한 변수들이 영향을 미치는가에 대한 해답을 찾는 것이다. 기존 연구들에서는 자료의 제약 상 이들 계층이 노동시장에서 어떠한 행태를 보이는지에 대한 구체적인 분석이 사실상 많이 이루어지지 않은 상황이므로 본 연구에서는 이를 구명하고자 한다.

본 연구는 우리 나라 저소득층의 효율적인 노동시장 참여를 위해서는 실업문제를 비롯한 경제활동상태 변화에 대한 분석이 필요하다는 인식에서 출발하였다. 본 연구의 목적은 첫째, 저소득층의 각 경제활동상태의 결정요인과 현재 경제활동상태에서 다른 경제활동상태로의 이동확률에 미치는 변수들의 영향을 분석하는 것이며, 둘째 저소득층 가구에서의 부가노동자효과 및 가구원들의 특성들이 시간이 경과함에 따라 어떠한 변화과정을 겪고 있는지에 대한 분석을 통하여 저소득층이 노동시장으로 원활하게 진출하기 위한 방안을 모색해 보는 것이다.

2장에서는 저소득층의 개념과 관련 선행연구를 분석하고, 3장에서는 분석에 활용되는 자료와 분석방법에 대한 설명을, 4장에서는 저소득층의 특성변화와 경제활동상태 변화에 관하여 살펴볼 것이다. 5장에서는 저소득층의 경제활동상태에 영향을 미치는 결정요인 분석을 한 후 6장에서는 요약과 결론을 도출할 것이다.

이와 관련한 선행연구는 대부분 소득계층별 소득불평등 혹은 빈곤 실태와 그 결정요인 분석과 관련하여 주로 이루어졌으나 본 연구는 저소득층의 노동시장으로의 효율적인 이행을 위한 각 상태별 결정요인 및 이동경로에 미치는 효과를 중심으로 분석하여 보다 현실적인 시사점을 제공한다는 점에서 차별성을 가진다.

Ⅱ. 저소득층의 개념 및 선행연구

일반적으로 저소득층은 행정용어로, 빈곤층은 학술용어로 많이 사용되는 경향이 있다. 학술적으로 확립된 개념으로 빈곤선(poverty line), 빈곤률(poverty ratio), 빈곤격차(poverty gap), 빈곤도(depth of poverty), 빈곤의 심각도(severity of poverty), 센 빈곤지수(Sen poverty index), 절대빈곤, 상대빈곤, 절대빈곤률, 상대빈곤률, 극빈, 일과성 빈곤, 만성빈곤 등이 있다.

저소득층을 정의하기 위하여 흔히 사용하는 최저생계비(Minimim Living Standard)는 건강하고 문화적인 삶을 유지하기 위한 최소한의 비용이며, 최저생계비는 절대빈곤여부를 판단하는 선으로 일반적으로 사용되고 있다. 그러므로 최저생계비는 빈곤선(poverty line)과 동일한 개념으로 사용된다.

저소득층은 소득계층구조에서 하위를 점하는 계층으로 실용적 또는 이데올로기적 목적에 따라 영세민층, 빈곤층, 또는 빈민층 등으로 불리기도 하며, 그 범위획정도 다양한 목적과 학문적, 행정적 필요성에 의하여 상이하게 나타날 수도 있다. 빈곤층의 식별을 위하여 사용되는 빈곤선에는 절대적, 상대적, 그리고 법적, 행정적 기준 등이 적용될 수 있다.

절대적 빈곤이란 최저생존수준의 식품, 주거, 피복 등의 용도에 필요한 자원의 결여, 즉 한 가구의 소득이 최저생활을 하는데 필요한 생계비에 미달한 상태로 정의되고, 이는 생존문제와 관계되기 때문에 최저생존수준의 유지에 필요한 최저생계비 산출에 근거하여 빈곤선을 결정하게 된다. 일반적으로 절대적 빈곤층은 경제가 성장함에 따라 감소하는 경향을 보이고 있으며, 우리 나라 또한 예외는 아니다. 반면, 상대적 빈곤은 그 사회의 평균소득 수준과 비교하여 상대적으로 소득이 낮은 계층을 빈곤층으로 정의한다.

빈곤을 궁핍과 불평등의 측면으로 구분하면, 전자는 절대적 빈곤을 후자는 상대적 빈곤에 해당된다고 할 수 있다. 절대빈곤의 추계가 쉽지 않고, 임의성을 많이 내포하고 있기 때문에 상대적 빈곤이 최근 공적부조사업 등 각종 사업의 기준으로 사용되는 추세에 있다.

법적, 행정적 빈곤층은 저소득층의 생활보호를 위하여 사회정책적인 목적으로 규정한 것으로 행정적인 필요에 따라 빈곤계층의 범위를 법으로 규정한다. 이는 실제 빈곤층을 파악할 수 있는 구체적인 범례가 되고, 사회보장 및 사회복지정책의 직접적 대상을 규정한다는 점에서 매우 중요하다. 또한 실업의 증가는 바로 빈곤의 증가로 이어지며, 빈곤의 주된 원인이 종전의 질병, 노령 등에서 실업 혹은 불완전취업으로 인한 소득감소로 바뀌면서, 특히 장기실업자의 빈곤화 문제는 당분간 지속될 것으로 보인다.

도시근로자 가구의 소득변화를 살펴보면, 경제 위기를 전후하여 저소득계층일수록 소득 감소폭이 크게 나타나고 있다. 1998년의 경우, 소득이 가장 낮은 20% 1분위는 17.2%가 소득이 감소하였으며, 반면, 소득이 가장 높은 상위 20% 5분위는 소득감소가 0.3%에 불과한 것으로 나타나고 있다. 즉, 소득분배구조가 매우 열악해졌음을 볼 수 있다.

KDI에서 M. Ravallion, Poverty Comparisons, The World Bank(1992)의 빈곤비율을 경제성장요소, 소득분배균등화요소, 잔차요소 등으로 나누어 분해한 방법을 사용하여 1998년 4/4분기와 1999년 1/4분기간의 빈곤율의 증가요인을 분석한 결과, 소득분배 악화요인이 182%, 경기회복요인이 -7.5%로 분해되어 소득분배가 급격하게 악화된 것에 기인하는 것으로 나타났다(문형표·유경준, 1999).

<표 > 도시근로자 가구의 소득 5분위별 소득변화

(단위: 명, 천원, %)

구분	평균	1분위	2분위	3분위	4분위	5분위
가구원 수	3.6	3.2	3.5	3.7	3.8	4.0
취업자 수	1.5	1.2	1.3	1.5	1.6	1.8
월평균소득	2,133	784	1,368	1,827	2,440	4,244
소득증감률	-6.7	-17.2	-11.8	-9.9	-3.1	-0.3
1분위기준 소비지출	1.7	1.0	1.3	1.6	1.9	2.7

자료: 통계청(1999). 1998 4/4분기 및 연간 도시근로자 가구의 가계수지 동향, 문진영(1999)의 자료에서 인용, 재구성

다른 한편, 저소득(low income)층과 유사한 의미로 차상위계층, 근로빈민(working poor), 취약계층(disadvantage group) 등의 개념들이 사용되고 있다. 특히, 차상위계층이라는 용어는 다소 생소한 개념으로 빈곤에 관한 외국의 연구에서도 쉽게 찾을 수 없는 개념이다.

차상위계층이란 특정 기준시점에서 소득인정액이 최저생계비 이상(일반적으로 120%)인 계층으로 공공부조에서 배제되는 집단이며, 상황이 변화되면 언제라도 쉽게 절대빈곤으로 떨어져서 급여의 대상이 될 가능성이 높은 계층을 말한다(이현주, 2000).

차상위계층의 상한선으로 대체로 상대적 빈곤선을 사용하는 것이 고려될 수 있다. 상대적 빈곤선은 연구자에 따라 다소 차이를 보이고 있지만 대체로 소득을 기준으로 사용하고 있다. 대부분의 경우 소득을 기준으로 상대적 빈곤선은 평균소득의 50%를 전후하여 설정되고 있다.

<표 > 상대적 빈곤선 기준 비교

기관	상대적 빈곤선
OECD	중위가구소득의 40%
World Bank	개발도상국은 평균가구 소득의 1/3, 선진국은 평균가구소득의 1/2
European Union	평균소득의 50%
V. Fuchs	중위가구소득의 50%
P. Townsend	빈곤층은 평균가구소득의 80% 이하, 극빈층은 50% 이하
Lee Rainwater	가구당 평균소득의 46∼58%
일본	근로자가구 소비지출의 68%

자료: 김미곤(1997), 최저생계비 계측현황과 정책과제

Atkinson, A. B.(1998), "We must measure poverty", New Statesman, Vol. 127, No. 4390, London, New Stateman Ltd., p. 31

또한, 저소득층의 소득분배 형태는 크게 다음의 세 가지 요인에 의하여 영향을 받는다(Danziger and Gottschalk, 1993; Levy and Murnane, 1992). 첫째는 노동시장과 관련된 요인인데 여기에는 숙련 및 인적속성별 노동자의 상대적 규모, 세대별 노동력 공급 규모 등과 산업 및 직업구조의 변화 등 수요측면의 변화, 임금이 결정되는 사회적 제도 등이 해당된다.

둘째, 인구학적인 측면이다. 일반적으로 경제발전 단계가 높아지면 가족구조 측면에서 노인가구, 여성세대주 가구, 청년 세대주 가구 등 비노동인구가구, 즉 저소득층 가구수 증가 혹은 가족수의 감소 등으로 인하여 한 나라의 분배형태에 큰 영향을 준다.

셋째, 정부의 조세와 이전소득(transfer income)을 포함한 이전정책도 소득분배형태에 중요한 영향을 준다.

이와 관련하여 불평등의 개념에 대하여 살펴볼 필요가 있다. 불평등은 빈곤(poverty) 또는 복지(welfare) 등의 개념과 연계되어 있지만 개념은 상이한데 불평등은 빈곤보다는 포괄적인 개념이다. 불평등은 주어진 빈곤선 이하의 가구(또는 개인)에 대한 단절된 분포뿐만 아니라 전체 분포에 대하여 규정되기 때문이다. 따라서 불평등을 측정하는데 특정한 변수의 상위값(top) 또는 중위값(middle)은 하위값(bottom)만큼 중요하다.

이들 개념은 상호 밀접하게 관련되어 있기 때문에 종종 결합되기도 하는데 실제 빈곤에 대한 일부 지표(예를 들어 Sen 지수)에는 불평등도에 대한 지표를 포함하고 있다. 이 밖에 빈곤에 대한 주요 지표로 소득수준이 주어진 빈곤선 이하인 가구(또는 개인)가 전체 가구(또는 개인)에서 차지하는 비율인 빈곤율(Head-count Ratio; HR), 빈곤층에 포함된 특정한 가구(또는 개인) [eqn: i] 의 빈곤갭은 주어진 빈곤선 [eqn: pi] 와 소득수준이 빈곤선 이하인 가구(또는 개인)의 소득수준 [eqn: y_i] 간의 소득격차로 정의되는 빈곤갭 비율(Poverty Gap Ratio; PGR), 빈곤율과 빈곤갭 비율의 한계를 보완하도록 고안되었으며, 실제 빈곤층 규모(extent) 빈곤의 심도(depth), 빈곤층의 소득불평등 상태를 반영하고 있는 Sen 지수, 빈곤에 대한 혐오감을 반영하는 파라미터 [eqn: a] 의 값이 커질수록 이 지표는 빈곤에 대하여 보다 민감하게 될 뿐만 아니라 빈곤층의 규모와 빈곤에 대한 심도에 대한 유의성을 동시에 설명할 수 있다는 장점을 가지고 있는 FGT 지수(FGT Index) 등이 있다.

본 연구와 관련하여 선행연구는 크게 두 가지 방향에서 찾아 볼 수 있다. 하나는 저소득층에 대한 제도적, 정책적 방안 마련을 위한 연구이며, 다른 하나는 이들 계층이 노동시장에서 경험하게 되는 경제활동상태의 결정요인 및 변화 특히, 실업상태 및 실업탈출과 그에 영향을 미치는 요인분석에 관한 것이다.

먼저, 노동시장 이행과 관련하여 살펴보면, 계층을 구분하지는 않았지만 Evans and Leighton(1989)와 Bogenhold and Staber(1991)는 임금근로자가 자영업자가 되는 확률보다 실업자가 자영업자가 되는 경우 확률이 더 높아 자영업과 실업과는 정의 관계가 있음을 밝혔으며, Taylor(1996)은 그 반대로 임금근로자가 자영업자가 되는 확률이 더 높다고 밝히고 있다.

또한, Evans and Jovanovic(1989)는 자산(family assets)이 많을수록 자영업으로 전환할 확률이 높으며, Blanchflower and Oswald(1998)은 유산이 많은 사람일수록 자영업자가 될 확률이 높음을 보여주고 있다.

다음으로 실업상태변화에 대한 연구는 실업탈출에 관한 분석이 주를 이루는데 장지연·호정화(2000)는 경기가 회복되고 실업률이 떨어지는 과정에서 여성이 노동시장에서 경험한 변화를 한국노동패널 1차, 2차 자료를 사용하여 분석하였는데 경기회복기에도 여성의 구직활동은 취업으로 이어질 가능성이 남성보다 낮았고, 구직활동을 포기할 가능성도 높았으며, 미취업상태를 탈출하여 재취업할 가능성이 성공적이지 못한 것은 여성의 경제활동참가율이 증가하고 실업률이 감소하는 시점에서도 마찬가지임을 보여 주었다.

권혜자(1997)는 대우패널자료(1994, 1995)를 통하여 노동력간의 이행확률을 살펴보았는데 특히 정규직에서 비정규직으로 혹은 비정규직에서 정규직으로 이동하는 확률에 초점을 맞추어 분석하였으며, 김장호(1998)는 경제활동인구조사 자료를 이용하여 월별 이행확률을 계산하여 여성실업문제의 중요성과 여성실업의 구조와 형태를 분석하였다.

신동균(1998)은 경제활동인구월보를 이용하여 1998년 1월부터 7월까지의 월별 노동력이동상태를 분석하였는데 특히, 실업자의 탈출률, 실업기간, 인적속성별 분포 등을 계산하였으며, 남성일·이화영(1998)은 신동균과 같이 경제활동인구조사를 기초로 실업자의 실업기간, 탈출률 등을 분석하였는데 분석기간은 짧으나 실업자의 인적속성, 실업급여 수급 여부 등을 통제하고 있는 특징이 있다.

김우영(1999)은 실업자의 노동시장이행 과정을 분석하였는데 실업자의 유형, 실업자의 취업 이행경로, 평균실업기간, 실업자의 취업으로의 탈출률의 특성, 실업급여가 탈출률에 미치는 영향 등을 주요 내용으로 분석하여 정부의 실업대책에 시사점을 제공하고 있다.

구인회(2001)는 가구주의 근로능력에 따라 가구유형별로 빈곤층의 구성과 사회경제적 특성을 분석함으로써 경제 위기 이후 빈곤의 특성과 원인을 분석하였으며, 그 결과 빈곤의 주된 원인으로 저임금(저소득) 등 고용조건 악화를 제시하였다.

김대일(2000)은 우리 나라에서 경제활동과 비경제활동을 자주 왕래하는 한계적 참가자가 15세 이상 전체 인구의 14%를 차지하고 있으며, 이 가운데 여성, 저학력 및 장년층 근로자의 비중이 높게 나타나고 있음을 주장한 후 노동시장에서 실업률이 의미하는 바에 대하여 상대적으로 경제활동성이 매우 높은 계층에 국한된 현상이라는 설명과 함께 시장적 요인과 관계없이 상승할 가능성도 존재함을 제시했다. 즉, 노동시장에 참여하고 있는 근로자의 특성 및 성향에 대한 이해가 반드시 선행되어야 함을 시사해 주고 있는데 이는 저소득층 근로자가 이러한 한계근로자에 포함될 가능성이 매우 높다는 점에서 큰 의미를 지닌다.

안종범·김철희·전승훈(2001)은 한국노동패널자료를 이용하여 빈곤과 실업의 결정요인과 상호관계를 살펴보고, 복지정책의 효과를 분석했는데, probit 모형과 bivariate probit 모형을 이용한 실증분석 결과, 빈곤의 주된 원인으로 실업이 작용했고, 사회보험 수급을 포함하는 복지정책은 이러한 실업이 빈곤에 미치는 영향을 축소시키는 역할을 하고 있음을 밝혔다.

이상의 선행연구는 실업자 전체를 분석대상으로 하고 있으므로 이를 실업정책의 목표그룹 중의 하나인 저소득 미취업자를 대상으로 적용할 필요가 있으며, 이들의 경제활동상태 변화를 동일한 대상으로 분석함으로써 정책적인 시사점을 도출할 수 있을 것이다.

Ⅲ. 자료 및 분석방법

본 연구는 저소득층에 대한 기초적인 이해와 현황 분석을 기초로 하여 한국노동패널(KLIPS) 자료를 활용하여 저소득층의 규모, 실태 및 특성을 파악한다. 그리고 이들 계층이 다음조사에서 어떠한 경제활동상태로 변화하였는가를 살펴보고, 경제활동상태를 결정하는 요인을 로짓분석 및 다항로짓분석을 통하여 저소득층의 특성별 경제활동상태 변화를 고찰하여 노동시장에서 저소득층의 원활한 경제활동을 위한 정책방안을 제시하고자 한다.

본 연구에 활용하는 한국노동패널조사는 비농촌지역에 거주하는 가구와 가구원을 대표하는 패널표본구성원(5,000가구에 거주하는 가구원)을 대상으로 1년에 1회 경제활동 및 노동시장, 노동이동, 소득 및 소비활동, 교육 및 직업훈련, 사회생활 등에 관하여 추적 조사하는 종단면(longitudinal survey)조사이다. 본 연구에서 활용하는 부분은 4개년도(1998년의 1차 조사∼2001년의 4차 조사)에 걸친 반복적인 조사를 통하여 15세 이상 가구원 개인들의 생애과정에 걸친 변화와 이동, 특히 학교교육, 취업 혹은 노동시장, 노동이동 과정에 해당되는 부분이다.

본 연구에서는 노동패널의 특성을 살리는 취지에서 원표본가구로 제4차 조사까지 응한 응답자 중 제1차 조사에서 가구소득을 저소득층 구분 기준에 의하여 저소득층으로 분류된 조사대상이 각 연도 및 제4차 조사 년도까지 동일한 개인조사번호로 연결된 응답자를 분석대상으로 한다.

저소득층 구분을 위하여 본 연구에서는 두 가지의 개념을 적용하여 분석한다. 하나는 OECD에서 제시하고 있는 기준으로서 흔히 빈곤층을 구별할 때 적용하는 기준으로 중위소득의 1/2 이하를 사용하였다. 즉, 가구소득을 가구원수의 제곱근으로 나누어서 동등화된 소득을 도출하여 분석에 활용한다. 다른 하나는 최저생계비인데 최저생계비는 국민이 건강하고 문화적인 생활을 유지하기 위한 최소한의 비용을 의미하며, 기초생활 수급자 선정기준 및 급여수준을 결정하기 위한 근거가 된다. 또한, 최저생계비는 매 5년마다 계측조사를 실시하며, 결정방식은 물가상승률을 적용하는 방법과 일반가구 소비지출 대비 최저생계비의 비율을 익년도에도 계속 유지시키는 수준균형방식이 있다.

수준균형방식은 일반가구 소비지출 수준의 변화에 최저생계비를 연동시킴으로써 균형을 도모하고, 마켓바스켓의 필수품 품목 및 소비량의 변화를 반영할 수 있다는 장점이 있어 그 도입여부를 놓고 논란이 있다. 그러나 소비지출은 물가에 비해 변동이 심할 뿐만 아니라 과소비와 같은 비정상적인 소비행태에도 최저생계비가 늘고, 경기위축 시에는 오히려 하락하게 되는 문제가 있으며, 일반가구 소비지출 수준에 대한 통계자료가 미비하고, 일반가구 소비지출의 몇 %를 저소득층의 최저생계비로 보장할 것인지에 대한 사회적 합의 부재 등의 문제가 제기되고 있다.

<표 > 최저생계비 변화 추이

(단위: 원/월)

가구 규모	1인 가구	2인 가구	3인 가구	4인 가구	5인 가구	6인 가구
1998	292,842	487,824	682,151	854,107	972,637	1,093,442
1999	314,574	520,984	716,579	901,357	1,024,843	1,156,441
2000	324,011	536,614	738,076	928,398	1,055,588	1,191,134
2001	333,731	552,712	760,218	956,250	1,087,256	1,226,868

주: 1) 최저생계비는 국민기초생활보장법 제6조제2항에 의거, 보건복지부 차관을 위원장으로 하고, 당연직 4인, 관계전문가 3인, 공익대표자 2인으로 구성된 중앙생활보장위원회의 의결을 거쳐 공포함

2) 1998년 최저생계비는 한국보건사회연구원의 1994년 계측치를 이용하여 저자가 추정한 것임

자료: 보건복지부(각 연도), 최저생계비 자료

최저생계비는 매 5년마다 공식 계측됨으로 1994년 최저생계비 계측 이후 1998년까지는 발표되지 않았다. 따라서 1994년 공식 발표 최저생계비를 기준으로 1999년까지의 구간별로 동일 비율을 나누어 구하는 방법을 적용하였다. 분석대상은 한국노동패널 1차 조사에서부터 4차 조사까지 응답한 가구 및 개인을 기준으로 OECD 기준과 최저생계비 기준 등 두 가지의 저소득층 판별기준을 적용하여 구분하였다.

1994년 한국보건사회연구원에서 계측한 최저생계비는 중소도시를 기준으로 1인 가구 205,914원, 2인 가구 355,188원, 3인 가구 544,439원, 4인 가구 665,107원, 5인 가구 763,817원, 6인 가구 841,450원, 7인 가구 898,550원이다(박순일 외, 1994).

2001년까지 전체 가구 수는 5,510가구이며, 당해 년도까지 모두 응답한 가구 수는 3,510가구이다. 저소득층을 구분하는데 적용한 기준에 따른 가구수의 변화를 보면, 먼저 OECD 기준을 적용하면 1998년부터 2001년까지 각각 890가구, 823가구, 737가구, 693가구로 나타났다. 저소득층 가구에 소속된 가구원수는 각각 2,215명, 1,931명, 1,621명, 1,503명으로 나타나 지속적으로 감소하고 있다. 다음으로 최저생계비 기준을 적용하면, 1998년에서 2001년까지 각각 1,002가구, 1,107가구, 899가구, 811가구로 나타났으며, 가구원수 또한 각각 2,698명, 2,786명, 2,148명, 1,902명으로 나타나 1999년에 증가한 경우를 제외하고는 감소하고 있다.

<표 > 노동패널 분석대상 표본 수

(단위: 가구, 명)

구분		1998	1999	2000	2001
가구	가구 수	5,000	5,130	5,254	5,510
	당해 년까지 모두 응답 가구	5,000	4,378	3,895	3,510
	소득불명제외 가구	4,647	4,237	3,789	3,385
개인	개인 수	13,783	11,236	10,739	10,607
	신규조사 개인	0	803	466	444
	전체 개인	13,783	12,039	11,205	11,051
OECD 기준	저소득 가구	890	823	737	693
	저소득 개인	2,215	1,931	1,621	1,503
최저생계비 기준	저소득 가구	1,002	1,107	899	811
	저소득 개인	2,698	2,786	2,148	1,902

OECD 기준에 비하여 최저생계비 기준의 소득이 높은 점을 감안해 볼 때 최저생계비를 적용하였을 때 해당되는 저소득층이 많은 것을 볼 수 있다. 이는 절대빈곤가구가 상대빈곤가구보다 많은 것인데 이미 절대빈곤선 기준인 최저생계비에 상대적 빈곤개념이 도입되어 있다는 점을 고려하여 여기에서는 최저생계비를 기준으로 하여 추출한 저소득층 표본을 사용한다.

위의 분석대상 표본을 중심으로 아래와 같은 내용을 분석하고자 한다. 첫째, 매년 저소득층에 해당된 가구 및 개인의 특성을 살펴본다. 둘째, 표본 중 4년 모두 저소득층에 해당된 사람(항상 저소득층)과 4년 동안 한 번이라도 저소득층에 해당된 사람(경험 저소득층)의 특성을 분석한다. 특히, 저소득층에 포함되는 주요 원인 중의 하나가 가구주의 경제활동상태 및 소득이며, 이에 따라 저소득층에 포함되는 개인이 많음을 고려하여 가구주와 가구원으로 나누어 특징을 살펴본다. 셋째, 경제활동상태 변화도 항상 저소득층과 경험 저소득층으로 구분하여 분석한다.

분석내용에 있어서도 보다 구체적인 경제활동상태의 결정요인 분석을 위하여 실업과 비경제활동을 미취업으로 묶고, 이를 취업과 구분하여 분석한다. 다항로짓모형의 경우도 실업상태를 기준으로 실업상태에서 비경제활동과 취업으로 이행하는 경우를 상정하여 분석한다. 이는 본 연구의 목적이 저소득층의 경제활동참여 즉, 취업에 미치는 영향을 보고자 함이므로 실업 혹은 비경제활동에서 취업으로 이해하는 경우의 결정요인을 분석하는 것이다.

본 연구의 종속변수는 경제활동상태이며, 위의 예처럼 실업, 비경제활동, 취업의 세 범주로 구성되어 있으며, 실업은 □0□, 비경제활동 □1□, 취업 □2□로 부호화하였다. 설명변수로는 인구학적 변수(성, 연령, 학력), 가구원수 등과 지역, 주택소유 형태, 사회보험 수급 여부, 직업훈련 참여 여부 등 기타 변수로 설정한다. 특히, 다항로짓은 종속변수의 여러 범주 중에서 한 범주를 기준범주로 정하고, 다른 범주를 기준범주와 비교하는 방법을 의미한다. 즉, 종속변수의 결과가 기준범주에 비하여 다른 범주에 속할 확률을 분석하는 것이다.

다항선택(Multinomial choice) 혹은 다중선택(Multiple choice)는 3 가지의 선택 경우가 있을 때[eqn: (J~=~3)], 개인 [eqn: i] 는 [eqn: j] 를 선택함으로써 만족(효용) [eqn: S_ij]를 얻는다.

Myoung-jae Lee(1996) 자료를 기초로 기술하였다.

[eqn: S_i~1 ~=~X_i~1^' ~ delta_1 + Z_i^' ~ □_1 + u_i~1]

[eqn: S_i~2 ~=~X_i~2^' ~ delta_2 + Z_i^' ~ □_2 + u_i~2]

[eqn: S_i~3 ~=~X_i~3^' ~ delta_3 + Z_i^' ~ □_3 + u_i~3]

다항로짓모형(MNL)은 수렴이 잘되는 장점이 있으며, [eqn: u_i ~, u_2 ~, u_3] 가 서로 독립인 [eqn: iid] (independent and identically distributed)라는 가정과 type Ⅰ의 극한값을 갖는 분포(extreme value distribution)를 갖는다면 다음과 같이 쓸 수 있다.

[eqn: P(y_i~1 = 1~□ x, ~z) ~=~ {1} over {1+e^w~i~2 ^' beta + e^w~i~3 ^' beta }]

[eqn: P(y_i~2 = 1~□ x, ~z) ~=~ {e^w~i~2 ^' beta} over {1+e^w~i~2 ^' beta + e^w~i~3 ^' beta }]

[eqn: P(y_i~3 = 1~□ x, ~z) ~=~ {e^w~i~3 ^' beta} over {1+e^w~i~2 ^' beta + e^w~i~3 ^' beta }]

이를 정규화(normalize)하면 확률이 된다.

[eqn: e^a ~=~ {e^a} over {e^a + e^b + e^c } ~=~ {1} over {1+ e^b-a + e^c-a }]

[eqn: e^b ~=~ {e^b} over {e^a + e^b + e^c } ~=~ {e^b-a} over {1+ e^b-a + e^c-a }]

[eqn: e^c ~=~ {e^c} over {e^a + e^b + e^c } ~=~ {e^c-a} over {1+ e^b-a + e^c-a }]

이를 다시 풀어서 적어보면 다음과 같다.

[eqn: a ~= ~ X_i~1 ^' ~delta_1 ~+~Z_i ^' ~□_1]

[eqn: b ~= ~ X_i~2 ^' ~delta_2 ~+~Z_i ^' ~□_2]

[eqn: c ~= ~ X_i~3 ^' ~delta_3 ~+~Z_i ^' ~□_3]

다항로짓모형(MNL)에서 [eqn: beta] 에 대하여 극대화(maximize)하면 아래와 같은 식이 된다.

[eqn: sum from { {} i=1 } to N ~sum from { {} j=1 } to 3 ~y_i~j ~ln ~P(y_i~j =1~□X_i , ~Z_i )]

여기서 [eqn: y_i~j] 는 dummy의 정의가 되며, [eqn: (y_i~j = 1 □X_i, ~Z_i )] 는 확률이 된다.

Ⅳ. 저소득층의 특성 및 경제활동상태 변화

저소득계층에 속하는 개인은 빈번한 실업을 경험하거나, 비경제활동인구화 하여 직업세계에서 필요한 인적자본축적이 저해되어, 그 결과 장래의 임금상승이 억제당함으로써 저임금, 저소득의 악순환에 빠질 확률이 매우 높다. 그리고 실제로 저소득가구일수록 개인의 경제활동참가율은 낮아지고, 개인의 실업률은 높아지는 것으로 나타난다.

최저생계비 기준을 적용하여 구분한 저소득층의 특성을 살펴보면, 성별로는 여자의 비중이 남자에 비하여 높다. 연령별로는 2차 조사까지는 29세 이하가 차지하는 비중이 가장 높았으나 3차, 4차 조사에서는 60세 이상의 연령층이 차지하는 비중이 가장 높게 나타났다. 이는 저소득층에 해당되는 집단이 아직 노동시장에 진입하여 경제활동이 활발하지 못한 청소년층과 노동시장에서 이미 퇴장한 고연령층이 차지하는 비중이 높음을 보여준다. 이러한 현상은 저소득층의 취약한 인적속성을 나타낸다고 할 수 있으며, 다른 통계에서도 흔히 볼 수 있다. 학력을 보면, 초등학교 졸업 이하가 차지하는 비중이 가장 높으며, 다음으로 고졸 학력의 비중이 높게 나타난다. 사회 전반의 고학력화 현상이 저소득 계층에는 아직 나타나지 않으며, 저학력에 기인한 소득 및 노동시장, 경제활동의 결과가 저소득층으로 나타난 것으로 해석할 수 있다. 가구원수는 조사 초기에는 4인 가구의 비중이 높으며, 그 다음으로 2인 이하 가구의 비중이 가장 높게 나타났다. 입주형태는 1차 조사 시에는 자가의 비중이 높았으나 2차, 3차 조사에서는 전세의 비중이 높았다가 4차 조사에서는 다시 자가의 비중이 높은 것으로 나타났다.

취업상태별로는 자영업자 등 비임금근로자는 상대적으로 그 변화 폭이 적은 반면, 임금근로자에서 비취업자 혹은 가족종사자 등으로의 이동이 매우 크게 나타나 고용측면에서 취업상태가 불안정한 것으로 보인다. 사회보험 수급 여부는 증가하고는 있으나 여전히 매우 낮은 수혜율을 보이고 있다. 직업훈련 이수 여부에서도 참여한 경우가 매우 낮으며, 고용보험 가입 여부도 고용보험 적용대상 사업장이 1인 이상으로 확대되었음에도 불구하고 대부분 일정규모 이상임을 고려할 때 매우 낮은 것으로 나타났다. OECD 기준을 적용한 저소득층 특성을 살펴본 결과도 대부분 최저생계비 기준의 저소득층 특성과 유사하게 나타났다.

<표 > 저소득층의 특성변화(최저생계비 기준)

(단위: 명, %)

구분		1998		1999		2000		2001
전체		2,698	100.0	2,786	100.0	2,148	100.0	1,902	100.0
성별	남자	1,272	47.2	1,168	45.1	928	44.9	839	45.4
	여자	1,426	52.9	1,423	54.9	1,137	55.1	1,010	54.6
연령	29세 이하	822	30.5	794	28.5	513	23.9	455	23.9
	30∼39	416	15.4	434	15.6	313	14.6	230	12.1
	40∼49	424	15.7	458	16.4	336	15.6	307	16.1
	50∼59	349	12.9	342	12.3	272	12.7	244	12.8
	60세 이상	687	25.5	758	27.2	714	33.2	666	35.0
학력	초졸 이하	942	34.9	1,194	42.9	909	42.3	796	41.9
	중졸	411	15.2	386	13.9	318	14.8	286	15.0
	고졸	898	33.3	871	31.3	651	30.3	564	29.7
	전문대졸	150	5.6	114	4.1	96	4.5	81	4.3
	대졸	276	10.2	207	7.4	154	7.2	158	8.3
	대학원	20	0.7	14	0.5	20	0.9	17	0.9
가구원수	2인 이하	509	18.9	528	19.0	533	24.8	489	25.7
	3인	507	18.8	487	17.5	420	19.6	350	18.4
	4인	917	34.0	867	31.1	609	28.4	538	28.3
	5인	416	15.4	568	20.4	385	17.9	322	16.9
	6인 이상	349	12.9	336	12.1	201	9.4	203	10.7
입주형태	자가	1,741	64.5	64	18.9	18	11.3	1,267	66.6
	전세	648	24.0	166	49.1	78	49.1	387	20.4
	월세	236	8.8	98	29.0	50	31.5	175	9.2
	기타	73	2.7	10	3.0	13	8.2	73	3.8
취업상태	임금근로자	468	17.4	657	56.5	453	21.9	423	53.0
	비임금근로자	441	16.4	363	31.2	397	19.2	267	33.5
	기타	1,789	66.3	142	12.2	1,215	58.8	108	13.5
사회보험 수령유무	있음	119	4.4	78	2.8	79	3.7	120	6.3
	없음	2,579	95.6	2,708	97.2	2,069	96.3	1,782	93.7
직업훈련 유무	참여	169	6.5	52	2.0	-	-	38	2.1
	미참여	2,420	93.5	2,539	98.0	-	-	1,811	97.9
고용보험 가입여부	가입	-	-	155	23.9	134	29.4	119	28.1
	미가입	-	-	475	73.3	313	68.8	296	70.0

주: 취업상태의 기타는 미취업자, 가족종사자 등을 포함하고 있으며, 고용보험 가입여부에서 모르는 경우와 미응답자는 제외하였음

저소득층의 경제활동상태 분포를 살펴보면, 두 가지 기준 모두 비경제활동인구의 비중이 가장 높게 나타났다. 다만, 최저생계비 기준을 적용한 경우가 OECD 기준보다 실업자 및 비경제활동인구 비중이 조금 낮고, 취업자 비중이 조금 높게 나타났다. 저소득층 경제활동상태에서 가장 큰 특징은 비경제활동인구가 40%를 상회하며, 거의 과반수에 육박하는 비중을 보이고 있다는 점이다. 이는 상대적으로 전체 소득 중에서 유산, 상속 등의 부존소득과 금융 및 부동산 등 자산소득이 차지하는 비중이 낮은 계층임을 고려할 때 무엇보다도 노동시장에 진입하여 적극적인 근로활동이 필요한 계층임에도 불구하고 노동시장 및 경제활동 참여에 소극적인 것으로 나타났다.

<표 > 저소득층의 경제활동상태 분포

(단위: 명, %)

구분			1998		1999		2000		2001
OECD 기준		실업자	333	15.0	272	14.1	200	12.3	155	10.3
		비경제활동	1,085	49.0	768	39.8	759	46.8	721	48.0
		취업자	797	36.0	891	46.1	662	40.8	627	41.7
최저생계비 기준	전체	실업자	392	14.5	201	7.2	101	4.7	184	9.7
		비경제활동	1,288	47.7	1,236	44.4	1,114	51.9	880	46.3
		취업자	1,018	37.7	1,349	48.4	933	43.4	838	44.1
	배우자	실업자	75	10.7	40	5.4	24	4.1	38	7.6
		비경제활동	369	52.5	367	49.5	316	54.3	247	49.2
		취업자	259	36.8	334	45.1	242	41.6	217	43.2

흔히 경기변동은 경제활동참가율에 영향을 미친다. 경기 침체 시나 불경기 등 경제가 위축될 경우나 산업 혹은 고용구조 변화에 따른 구조조정에 따라 실업이 증가할 경우에 나타나는 현상 중의 하나가 부가노동자 효과(added worker effect)이다. 이는 불경기에 실업자가 직장을 구하지 못해 구직활동을 단념함으로써 비경제활동인구로 통계적으로 계산되는 노동자가 많기 때문에 경제활동인구가 감소하는 실망노동자 효과(discourage worker effect)와 더불어 경기 후퇴 시 부가적인 노동자들의 노동시장 참가가 증가하는 것을 의미한다. 가구주의 소득감소는 가구원의 비근로소득이 감소하는 결과가 되며, 가구원의 비근로소득이 감소할 경우 종전까지 비경제활동인구였던 가구원 특히, 배우자가 노동시장에 참여하게 된다.

이와 더불어 배우자의 경제활동상태를 살펴보면, 실업자의 비중이 낮고, 취업자의 비중이 높게 나타나 전체 저소득층의 경제활동상태와 유사한 분포를 보였다. 이는 전체 근로자 계층 중에서 저소득층에서 특히 높은 경제활동참가 상태를 보여주는 것으로 이들 계층에 부가노동자 효과가 나타나고 있음을 볼 수 있다.

조사대상 기간 동안의 경제활동상태 변화 추이 즉, 당해 년도 경제활동상태에서 익년도 경제활동상태로 이행한 경우를 보면, 단연 비경제활동에서 비경제활동으로 이행한 경우가 가장 많았다. 다음으로 취업에서 취업으로 이행한 경우였으며, 비경제활동에서 취업으로 이행한 경우도 높게 나타났다. 이러한 노동력 이동패턴은 패널데이터의 장점 중의 하나로 동기간에 몇 명의 실업자가 발생했고, 몇 명이 실업자 풀에서 탈출했으며, 또 그 총 유입과 탈출자 중에서 몇 명이 취업과 비경제활동에서 왔는지 혹은 취업과 비경제활동으로 탈출했는지를 파악할 수 있다.

<표 > 저소득층의 경제활동상태 변화

(단위: 명)

구분	1998 □ 1999		1999 □ 2000		2000 □ 2001		연평균
실업 □ 비경활	73	5.0	56	4.3	17	1.5	49
비경활 □ 실업	44	3.0	23	1.8	63	5.6	43
취업 □ 비경활	83	5.7	118	9.1	84	7.4	95
비경활 □ 취업	175	12.1	94	7.2	90	7.9	120
취업 □ 실업	24	1.7	27	2.1	35	3.1	29
실업 □ 취업	88	6.1	34	2.6	20	1.8	47
비경활 □ 비경활	542	37.3	540	41.5	471	41.5	518
실업 □ 실업	37	2.6	11	0.9	12	1.1	20
취업 □ 취업	386	26.6	397	30.5	343	30.2	375
소계	1,452	100.0	1,300	100.0	1,135	100.0	-

한편, 시간이 경과함에 따라 저소득층의 경제활동상태간의 변화를 살펴보자. 아래의 그림은 경제활동상태간 변화를 보다 쉽게 보기 위하여 <표 8>을 그림으로 보인 것이다. 첫 번째 그림은 비경제활동과 실업 사이의 노동이동을 보여주는데 비경제활동에서 실업으로의 이행한 사람의 수가 계속 많았음을 볼 수 있다. 두 번째은 비경제활동과 취업과의 관계를 보여주는데 이 또한 비경제활동에서 취업으로 이행한 사람의 수가 많다. 취업과 실업과의 노동이동 변화 패턴을 보여주는 세 번째 그림은 실업에서 취업으로 이동한 사람의 수가 많다가 2001년에는 역전현상이 일어나 취업에서 실업으로 이행한 사람의 수가 많은 것으로 나타났는데 이는 저소득층에서의 경제활동상태가 더욱 악화된 것으로 볼 수 있을 것이다. 마지막 그림은 동일한 경제활동상태를 유지한 집단의 변화를 보여주는데 절대 규모는 줄어들었으나 각 경제활동상태간에는 큰 변화가 없음을 볼 수 있다.

[그림 1] 저소득층의 경제활동상태간 노동이동

분석대상 구분에 따라 이를 항상 저소득층과 경험 저소득층에 해당된 가구주와 가구원의 특성을 살펴보면 다음과 같다. 먼저, 가구주의 경우 항상 저소득층과 경험 저소득층은 모두 남자의 비중이 높고, 60세 이상의 연령층 비중이 가장 높으며, 초등학교 졸업 이하의 학력이 차지하는 비중이 가장 높게 나타났다. 또한 가구원 수가 2인 이하인 비중이 가장 높으며, 자가의 비중이 높고, 사회보험 수혜를 받는 비중은 매우 낮게 나타났다.

다음으로 가구원의 경우 두 가지 경우 모두 여자의 비중이 높으며, 초등학교 졸업 이하의 비중이 높고, 2인 이하 가구원이 차지하는 비중이 높으며, 입주형태는 자가, 사회보험 수혜를 받은 사람이 매우 적은 것으로 나타났다. 주목할 만한 것은 연령에서 항상 저소득층은 60세 이상 연령층이 차지하는 비중이 가장 높았으나 경험 저소득층은 29세 이하 연령층이 차지하는 비중이 압도적으로 높았다. 이는 29세 이하의 연령층이 대부분 청소년층이며, 활발한 구직활동을 하고, 노동시장에서 이동이 매우 빈번한 점을 고려해 볼 때 경험 저소득층은 이러한 연령층의 특성이 반영된 결과로 볼 수 있다.

<표 > 유형별 저소득층 특성

(단위: 명, %)

구분		항상 저소득층				경험 저소득층
		가구주		가구원		가구주		가구원
전체		286	100.0	588	100.0	855	100.0	5,451	100.0
성별	남자	158	55.2	233	40.2	568	66.4	906	44.7
	여자	128	44.8	346	59.8	287	33.6	1,122	55.3
연령	29세 이하	4	1.4	104	17.7	17	2.0	3,879	71.2
	30∼39	15	5.2	46	7.8	78	9.1	252	4.6
	40∼49	48	16.8	84	14.3	177	20.7	322	5.9
	50∼59	27	9.4	54	9.2	151	17.7	265	4.9
	60세 이상	192	67.1	300	51.0	432	50.5	733	13.5
학력	초졸 이하	182	63.6	336	57.1	419	49.0	4,246	77.9
	중졸	52	18.2	84	14.3	162	19.0	307	5.6
	고졸	44	15.4	139	23.6	206	24.1	622	11.4
	전문대졸	1	0.4	7	1.2	18	2.1	85	1.6
	대졸	4	1.4	18	3.1	42	4.9	170	3.1
	대학원	3	1.1	4	0.7	8	0.9	21	0.4
가구원수	2인이하	161	56.3	228	38.8	354	41.4	3,900	71.6
	3인	51	17.8	124	21.1	154	18.0	402	7.4
	4인	42	14.7	128	21.8	201	23.5	576	10.6
	5인	21	7.3	77	13.1	93	10.9	347	6.4
	6인이상	11	3.9	31	5.3	53	6.2	226	4.2
입주형태	자가	177	61.9	389	66.2	537	62.8	1,377	66.1
	전세	57	19.9	114	19.4	188	22.0	432	20.7
	월세	37	12.9	63	10.7	87	10.2	190	9.1
	기타	15	5.2	22	3.7	43	5.0	84	4.0
사회보험 수령유무	있음	16	5.6	33	5.6	56	6.6	130	6.2
	없음	270	94.4	555	94.4	799	93.5	1,953	93.8

4년 간의 변화를 고려한 저소득층의 경제활동상태 변화 추이를 살펴보면, 항상 저소득층 가구주의 경우는 비경제활동상태인 경우가 가장 많았으며, 경험 저소득층 가구주는 취업상태인 경우가 가장 높았다. 이는 저소득층 가구주의 경제활동상태를 구조적으로 볼 수 있는 것으로 경험 저소득층이 노동시장에서 취업상태에 있을 가능성이 매우 높다는 사실을 확인할 수 있다.

<표 > 저소득층 유형별 경제활동상태

(단위: 명, %)

구분	항상 저소득층				경험 저소득층
	가구주		가구원		가구주		가구원
전체	286	100.0	588	100.0	855	100.0	2,083	100.0
실업	27	9.4	53	9.0	90	10.5	199	9.6
비경제활동	153	53.5	324	55.1	338	39.5	961	46.1
취업	106	37.1	211	35.9	427	49.9	923	44.3

Ⅴ. 실증분석

본 연구에서는 분석대상이 저소득층이므로 계층분류가 중요한데 여기에서는 소득을 기준으로 분석한다. 한국노동패널 자료에서의 소득은 가구 및 개인소득으로서 근로소득, 금융소득, 부동산소득, 사회보험 수혜, 이전소득 및 기타소득(보험금, 퇴직금 등)으로 구분하고 있다. 또한, 경제활동상태는 1주일간 구직활동여부, 구직의사 등의 변수를 통하여 취업, 실업, 비경제활동 등 세 가지 범주로 구분한다.

실업상태를 기준변수로 하고, 취업 및 비경제활동상태를 각각 비연속값(discrete value)으로 취급한다. 이는 우리가 흔히 정의하듯이 경제활동참가모형이나 상품구입의 의사결정, 유권자의 투표시의 결정 등과 같이 불연속의 형태로 관찰된다.

<표 > 변수 설명

변수 구분	변수명
종속변수	경제활동상태 - 취업: 조사지 유형별 구분 - 실업: 조사지 유형별 구분, 지난 1주(또는 1개월)간 구직 여부(□), 취업가능성(□) - 비경제활동: 조사지 유형별 구분, 지난 1주(또는 1개월)간 구직 여부(□), 취업가능성(□)
독립변수	인적속성 - 성별, 연령, 연령제곱, 학력, 가구원수 기타 변수 - 지역(7대광역시), 주택소유, 사회보험수급, 직업훈련참여

분석방법으로는 저소득층의 각 경제활동상태별 결정요인 분석에는 로짓모형(Logit Model)을, 경제활동상태 변화 분석에는 다항로짓모형(Multinomial Logit Model)을 적용한다.

로짓모형에서는 저소득층이 처할 수 있는 경제활동상태를 취업자, 실업자, 비경제활동인구 등 세 범주로 구분한 후 이를 다시 취업자와 미취업자로 나누고, 이들 상태에 영향을 미치는 독립변수들의 영향정도를 추정하고자 한다.

<표 12>는 저소득층의 미취업을 결정하는 요인에 대한 추정결과이다. 우선, 항상 저소득층의 가구주 경우를 살펴보면, 성별로는 남자가 여자보다 미취업 확률이 낮게 나타났으며, 연령과 연령제곱이 부호가 반대로 유의하게 나타난 것은 연령이 높아질수록 미취업 가능성이 낮아지다가 일정 연령이 지나면 다시 미취업 확률이 높아지는 것을 보여준다. 학력에서도 고졸을 기준으로 초졸과 중졸의 경우 미취업 가능성이 높은 것으로 나타나며, 전문대졸과 대졸 이상에서는 낮게 나타나 고학력일수록 상대적으로 미취업 상태에 놓일 확률이 적은 것으로 해석되나 유의하지 않게 나타났다. 가구원수가 많을수록, 지역별로는 7대 광역시에 거주할수록, 주택소유에서는 자가가 아닐 경우에 미취업 가능성이 높은 것으로 유의하게 나타났다. 또한 사회보험수급을 받지 않고, 직업훈련에 참여할수록 미취업 확률이 높게 나타났다. 항상 저소득층의 가구원의 경우에도 가구주와 유사한 추정결과를 보였다.

다음으로 경험 저소득층의 가구주 경우를 보면, 성별로는 여자의 미취업 확률이 높게 나타났으며, 연령에서도 연령이 높아질수록 미취업 확률이 낮아지다가 일정연령이 경과하면 다시 높아지는 역U자형을 가질 가능성이 높아짐을 볼 수 있다.

<표 > 저소득층 미취업 결정요인 분석(로짓)

구분	항상 저소득층						경험 저소득층
	가구주			가구원			가구주			가구원
	계수		표준오차	계수		표준오차	계수		표준오차	계수		표준오차
상수항	1.925		1.598	2.411	***	0.842	3.741	***	1.003	3.606	***	0.432
성별(남자)여자	-0.017		0.299	-0.036		0.188	-0.281	**	0.181	-0.326	***	0.096
연령	-1.551	**	0.886	-1.544	***	0.492	-2.441	***	0.511	-2.246	***	0.241
연령제곱	0.238	***	0.106	0.221	***	0.061	0.334	***	0.059	0.302	***	0.030
학력(고졸)초졸	0.092		0.310	0.132		0.218	0.265		0.182	0.143		0.124
중졸	0.401		0.381	0.517	***	0.272	0.267		0.215	0.251		0.145
전문대	-0.013		0.130	-0.693		0.786	-0.678		0.680	- 0.352		0.243
대졸이상	-0.849		0.913	-0.258		0.496	-0.450		0.342	-0.719	***	0.181
가구원수	0.046		0.122	0.066		0.075	-0.096	**	0.061	-0.041		0.034
지역(7대광역시)	0.607	***	0.287	0.326	**	0.186	0.763	***	0.163	0.632	***	0.098
주택소유	-0.527	***	0.312	-0.286	**	0.203	-0.097		0.171	-0.005		0.103
사회보험수급	-0.189		0.591	-0.056		0.558	-0.104		0.334	-0.168		0.282
직업훈련참여	0.378		1.471	0.682		1.177	-2.118	***	0.782	-1.093	***	0.373
-2 log L	339.694			724.468			1011.745			2606.421
N	286			588			855			2,083

주: ***, **, * 는 각각 유의수준 0.01, 0.05, 0.10 을 의미함

또한 학력에서도 저학력일수록 미취업 가능성이 높고, 고학력일수록 미취업 가능성이 낮은 것으로 나타나 인적속성 측면에서는 항상 저소득층과 유사한 결과를 보여준다. 다만, 가구원수는 적을수록 미취업 확률이 높게 나타나 다른 결과를 보였으며, 7대 광역시에 거주할수록, 주택이 자가가 아닐 경우에 미취업 확률이 높게 나타났다. 사회보험수급을 받지 않고, 직업훈련에 참여하지 않을수록 미취업 확률이 높은 것으로 나타나 미취업 상태를 탈출하기 위해서는 사회보험과 직업훈련 등 제도적 사회안전망에 적극 참여하는 것이 필요함을 보여준다.

다음으로 항상 저소득층을 실업, 비경제활동, 취업으로 구분한 후 실업 대비 비경제활동 및 취업확률을 다항로짓모형으로 분석해 보았다. 다항로짓모형에서는 3개의 선택 중 하나를 기준으로 선정할 수 있는데 여기서는 실업상태를 기준으로 삼는다. 따라서 변수들의 추정치는 실업상태와 비교하여 얼마나 취업으로 이행할 확률이 높은가 혹은 비경제활동으로 이행할 확률이 높은가를 나타내는 것이다. 이 방법은 종속변수가 셋 이상으로 배타적 이동경로로 정의될 수 있을 경우 각 범주로의 이동확률에 미치는 독립변수들의 효과계수를 하나의 모형에서 추정할 수 있는 장점이 있다.

<표 13>은 항상 저소득층의 경제활동상태간 이동 확률에 대한 추정결과이다. 먼저, 항상 저소득층의 가구주 경우를 보면, 실업에서 비경제활동으로 이행할 확률이 남자가 여자에 비하여 낮고, 연령이 높아질수록 그 가능성이 높은 것으로 나타났다. 학력이 높을수록 실업에서 비경제활동으로 이동할 확률도 낮으며, 가구원수가 많을수록, 광역시에 거주할수록 그 확률이 낮은 것으로 나타났다. 또한 주택을 자가형태로 소유하고, 사회보험을 수급받을수록 비경제활동으로 이행할 확률이 높게 나타났다. 직업훈련을 받을수록 비경제활동으로 이행할 확률이 낮은 것으로 보이나 유의하지 않게 나타났다.

<표 > 항상 저소득층의 이동모형(다항로짓)

변수	가구주						가구원
	비경/실업			취업/실업			비경/실업			취업/실업
	계수		표준편차	계수		표준편차	계수		표준편차	계수		표준편차
상수항	4.029	***	1.338	1.485	**	0.807	2.366	***	0.753	0.378		0.457
성별(남자)여자	-1.362	**	0.631	0.183		0.308	-0.787	**	0.325	0.145		0.194
연령	-0.301		0.209	-0.467	***	0.129	-0.029		0.108	-0.259	***	0.065
학력(고졸)초졸	0.638		0.607	0.051		0.314	0.655		0.453	0.244		0.215
중졸	0.011		0.560	0.636		0.408	-0.218		0.383	1.044	***	0.290
전문대졸	-0.195		0.189	0.133		0.138	0.213		1.165	0.788		0.894
대졸 이상	-0.039		1.329	-0.720		0.961	1.023		1.114	-0.416		0.506
가구원수	-0.131		0.187	0.112		0.114	-0.168		0.123	0.050		0.073
지역(7대광역시)	-0.969	***	0.483	-0.474	*	0.294	-0.235		0.322	-0.357	***	0.192
주택소유	0.887	**	0.512	0.368		0.319	0.217		0.345	0.157		0.205
사회보험수급	0.622		1.186	0.133		0.596	0.113		1.140	-0.013		0.565
직업훈련참여	-1.578		1.634	1.451		0.375	-1.668		1.272	0.121		1.435
N	286			286			588			588

주: ***, **, * 는 각각 유의수준 0.01, 0.05, 0.10 을 의미함

실업에서 취업으로 이행하는 경우를 보면, 남자일수록, 연령이 높을수록 취업상태로 이동할 확률이 높게 나타났다. 고졸을 기준으로 초졸, 중졸 및 전문대학의 학력에서 취업할 확률이 높은 것으로 나타나 주로 저학력에서 적극적인 구직활동 및 경제활동참여의사를 갖고 있음을 보여준다. 항상 저소득층에서 가구원의 경우에도 가구주와 유사한 결과로 나타났다.

<표 14>는 경험 저소득층의 경제활동상태간 이동 확률에 대한 다항로짓분석 추정결과이다. 우선, 경험 저소득층에 해당된 가구주의 경우, 남자일수록, 연령이 높을수록 실업에서 비경제활동상태로 이행할 확률이 낮으며, 학력에서는 고졸을 기준으로 대졸 이상에서만 비경제활동으로 이행할 확률이 낮고, 그 외의 학력에서는 높게 나타나 저학력일수록 노동시장에서 퇴장할 가능성이 높음을 보여준다. 광역시 등 대도시에 거주하고, 사회보험을 수급 받을수록 그 확률은 낮음을 보여준다. 실업상태에서 취업상태로의 이동을 추정한 결과에서는 성별로 남자의 경우가 취업으로 이행할 확률이 높게 나타남을 볼 수 있다. 경험 저소득층에서 가구원의 경우도 분석결과는 가구주와 매우 유사하게 나타났다.

<표 > 경험 저소득층의 이동모형(다항로짓)

변수	가구주						가구원
	비경/실업			취업/실업			비경/실업			취업/실업
	계수		표준편차	계수		표준 편차	계수		표준편차	계수		표준편차
상수항	2.373	***	0.651	2.341	***	0.513	1.594	***	0.384	0.401	**	0.235
성별(남자)여자	-0.490	***	0.321	0.471	***	0.190	-0.209		0.161	0.474	***	0.099
연령	-0.127		0.107	-0.589	***	0.084	-0.007		0.058	-0.201	***	0.035
학력(고졸)초졸	0.396		0.316	0.260		0.190	0.406	***	0.234	0.279	**	0.123
중졸	0.156		0.312	0.459	***	0.234	0.001		0.220	0.753	***	0.149
전문대졸	0.410		0.792	1.374		1.067	-0.140		0.351	0.502	**	0.268
대졸이상	-0.628		0.420	-0.070		0.383	-0.718	***	0.269	-0.786	***	0.188
가구원수	0.088		0.090	0.231	***	0.064	0.093	**	0.058	0.107	***	0.034
지역(7대광역시)	-0.665	***	0.246	-0.708	***	0.173	-0.428	***	0.162	-0.558	***	0.099
주택소유	0.156		0.256	-0.012		0.183	-0.125		0.171	-0.141		0.105
사회보험수급	-0.281		0.503	0.086		0.349	-0.134		0.476	0.045		0.287
직업훈련참여	0.699		0.772	1.732		0.547	0.370		0.498	1.676	***	0.465
N	855			855			2,083			2,083

주: ***, **, * 는 각각 유의수준 0.01, 0.05, 0.10 을 의미함

Ⅵ. 요약 및 결론

산업구조의 고도화 및 지식정보화 사회로 이행하는 과정에서 소득격차의 확대에 따라 필연적으로 발생하는 저소득계층에 대한 관심이 높아지고 있다. 본 논문은 외환 위기 이후 대두된 실업문제와 급격한 경제상황 변화에 상대적으로 큰 영향을 받는 저소득층의 경제활동상태에 주목하여 이들 계층이 노동시장에 여하히 참여하여 활동할 수 있는 기제가 무엇인가에 관심을 두고, 경제활동상태 결정요인을 분석하였다.

이상의 분석결과를 요약해 보면 첫째, 여자의 비중이 높으며, 노동시장 미참여 연령대인 20대와 60대의 비중이 가장 높고, 초졸 이하의 저학력이 차지하는 비중이 크며, 취업형태에서도 미취업자, 자영업자 등의 비중이 높은 저소득층의 특성을 보였으며, 시간의 경과에도 불구하고 이러한 저소득층의 특성에는 변화가 없었다. 또한 사회보험 수급, 직업훈련 참여, 고용보험 가입 등 제도화된 사회안전망에서도 여전히 소외되고 있음을 볼 수 있다. 둘째, 이들 계층의 경제활동상태 변화 분석에서 실업에서 취업으로 이행하는 비중이 크게 감소하여 노동시장 진입 및 고용상태가 더욱 악화되고 있는 것으로 나타났다. 셋째, 가구원 구성 중에서 여자가 차지하는 비중이 높고, 특히 배우자의 경제활동참여가 두드러져 부가노동자효과가 나타남을 볼 수 있다. 넷째, 경제활동상태 및 노동이동 결정요인 분석에서 성별로는 남자, 학력에서는 고학력자의 취업확률이 높게 나타났으며, 사회보험 수급과 직업훈련 이수를 하지 않은 경우에 미취업 확률이 높아 이러한 제도를 적극 활용하는 자세와 이들 계층에 대한 제도화된 체계적인 지원 방안의 필요성이 제기된다.

본 연구의 제한점으로는 첫째, 당초 한국노동패널자료를 이용하여 분석대상으로 삼은 저소득층을 고용보험DB와 연결하여 저소득층이 실제 노동시장에서 고용보험 피보험자 자격을 상실하였을 때, 직업훈련을 이수하는지 여부와 실업급여를 수급받는지 여부 등을 살펴보고, 이를 통하여 현재 우리가 시행하고 있는 직업훈련과 실업급여 정책이 저소득층의 경제활동상태 변화 즉, 실업에서 탈출하는데 어떠한 영향을 미치는지를 보고자하는 것이었다. 그러나 앞장의 저소득층 표본을 고용보험 DB와 연결해 본 결과, 2000. 1. 1∼2001. 12. 31까지의 고용보험 상실자 DB와 연결되는 피보험자(6,171,943명) 중 직업훈련을 받은 표본은 81명이었으며, 실업급여 수급자는 69명으로 매우 낮게 나타났다. 이를 다시 저소득층으로 나눌 경우 표본수는 미미하여 분석에 전혀 활용할 수 없었다.

둘째, 저소득층의 경제활동상태변화를 살펴보기 위하여 특정시점에서 특정 노동력상태에 있었던 사람들이 다음 시점에 어떠한 노동력 상태로 전환되는가를 살펴보기 위하여 1998년 실업자 집단을 계속 추적·분석함으로써 실업자 집단으로부터 탈출구조를 좀 더 자세히 분석하려 했으나 이 또한 비경제활동인구가 차지하는 비중이 높고, 실업자 비중이 매우 낮아 이루어지지 못했다.

향후 저소득층이 노동시장에 효율적으로 참여할 수 있도록 하기 위해서는 진입을 방해하는 요인과 적극적인 참여 유인을 위한 제도적 장치를 구축하는 노력이 필요하고, 그러한 요인과 정책적인 함의를 찾기 위해서는 다각적인 접근이 필요할 것이다.

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경제위기와 소득 불평등 : 1997년 이후를 중심으로

최 바 울*·김 성 환**

1997년의 경제위기 과정에서 발생한 경제의 충격으로 인하여 우리나라의 소득분배의 불균형은 심화되고 있다. 본 연구는 이러한 시점에서 한국노동연구원의 『노동패널』자료를 이용하여 1997∼2000년까지의 소득분배 변화추이와 소득 이동성을 분석한 결과, 전체적으로 소득분배는 경제위기 이후 악화된 후 뚜렷한 개선이 보이지 않고 있다. 특히 고소득층의 자산소득과 기타소득이 소득분배 악화에 크게 기여했으며, 이러한 최상위 계층의 자산소득 증가와 함께 저소득층의 실직 등으로 인한 빈곤층의 증가로 중산층의 규모가 축소되었다. 또한 경제위기를 겪으면서 사회적 취약계층의 소득 몫 감소가 두드러졌다. 한편, 소득 이동을 분석한 결과, 중산층에 속한 분위의 이동이 활발했으며, 소득이 하락한 가구의 비율이 상승한 가구보다 더 높았다. 이에 대한 정책적 시사점으로, 고소득층의 자산소득 집중을 줄이기 위한 정책도입이 시급하며, 저소득층의 근로소득 보전을 위한 지속적인 일자리 창출이 함께 필요하다. 이를 위해 EITC제도의 도입과 국민기초생활보장제도의 보완, 사회보험의 내실화 등을 통한 취약계층의 소득증진을 위한 노력이 필요할 것이다.

Ⅰ. 서 론

1997년 12월에 시작된 경제 위기는 기존 한국의 정치, 경제, 사회, 문화 전반에 큰 영향을 주었다. 동아시아에서 촉발된 경제위기의 충격은 급속한 고도 성장과정에서 누적되었던 문제점을 백일하에 드러내 한국 경제의 근간을 뒤흔들어 놓기에 충분했으며, 그 이후 아직까지도 충격의 여파가 사회 곳곳에 남아 있다. 실업자가 한 때 200만명을 넘었으며, 취업자의 임금도 약 12% 하락하였다. 정규직 중심의 평생직장개념이 흔들리면서 임시·일용직의 비율이 크게 증가하였으며, 연공서열에 의한 임금체계가 성과급 위주의 연봉제와 재계약제로 변화하고 있다. 물론, 경제위기 이후 4년이 지난 현재 위급했던 문제들은 지금 어느 정도 해결되었다고 볼 수도 있다.

당시 바닥을 드러내었던 외환보유고는 약 1,174억 달러(2002년 11월 현재)를 넘어섰으며, 기업과 금융기관의 구조조정도 부족하지만 조금씩 이루어지고 있고, 이자율과 환율, 주가도 어느 정도 안정을 찾아가고 있다.

*  한국개발연구원(KDI) 연구원

** 경북대학교 강사

하지만 이런 양적인 지표들이 일부 개선된 것은 사실이지만 국내외적인 여건 변화에 따라 앞으로 언제든지 악화될 가능성이 높다. 그 뿐만 아니라 구조조정과 부도로 인한 실업의 증가, 산업구조의 변화로 인한 노동의 수급불균형, 비정규직 노동자의 급증, 노숙자의 증가와 가정의 해체, 절대빈곤 인구의 급증, 중산층의 붕괴와 빈부격차의 심화, 디지털 격차(digital divide)의 확대 등 이전과는 전혀 새로운 양상의 문제점들이 증폭되고 있다.

이렇듯 새로운 형태의 불평등과 빈곤이 발생하고 있으나 이에 대한 정부의 대응은 아직 미흡하며, 그에 대한 연구와 분석 또한 부분적으로 많이 연구되고 있으나(유경준, 1999, 2001; 성명재, 2000; 이정우·이성림, 2001; 정진호, 2001; 정진호·최강식, 2001; 최희갑, 2002; 김진욱, 2002; 류정순·이상우, 2002) 아직까지 부족한 것이 현실이다.

특히 소득불평등도 상승의 원인에 대해서는 경제위기동안 겪은 구조적 변화가 반영되어 부익부·빈익빈의 현상을 초래하여 그렇게 되었으리라는 짐작에 그치고 있을 뿐, 그 구체적인 경로와 원인에 대해서는 아직 정확한 파악이 되지 않고 있는 실정이다(정진호·최강식, 2001; 유경준, 2001; 김진욱, 2002).

본 논문은 1997년 경제위기 이후의 소득 불평등에 대하여 여러 분석방법을 이용하여 새로운 변화의 추이와 특성, 그리고 결정요인 등을 분석하고 향후 정책방향에 대한 시사점을 제시하고자 한다. 이를 위해 2장에서는 한국노동연구원의 『노동패널』자료(KLIPS)를 이용하여 IMF 위기 이후의 소득분배의 추이를 살펴보고, 3장에서는 소득 불평등의 요인을 분해하고, 소득 이동성을 분석한다. 마지막으로, 분석의 결과를 요약하고 정책적 시사점을 제시한다.

Ⅱ. 경제위기 이후의 소득 불평등 추이

1. 기초통계 분석

1997년 경제위기 이후 한국의 가구소득 변화를 분석하여 소득분배의 추이 및 실태를 분석하는 것이 본 논문의 주된 목표이다. 그러나, 이러한 경제적 변화를 설명할 수 있는 분석자료가 부족하며, 그나마 그 자료조차도 여러 가지 제약들이 있어 정확한 소득분배의 상황을 파악하기에는 어려움이 있다. 이런 현실에서 한국노동연구원의 『노동패널』자료는 경제위기 이후의 상황을 분석하는데 있어 기존의 『도시가계연보』나 다른 소득자료들보다 우수한 자료라고 볼 수 있다.

이 조사의 장점으로는 기존의 『도시가계연보』에서 제외되었던 1인 가구와 비임금근로자 가구가 포함되며 가구추적을 통하여 급변하는 경제위기 전후의 가구소득의 동태적인 변화를 어느 정도 파악해 낼 수 있다는 것이다. 다만, 한 가지 아쉬운 점은 농어촌 가구가 제외되어 전체가구의 소득 불평등을 과소 추정할 우려가 있으며, 현재 4차년도까지 설문조사가 진행되면서 모두 응답한 가구의 수가 점차 줄어들고 있으므로, 향후 이에 대한 보완이 필요할 것이다

본 연구는 한국노동연구원의 『노동패널』자료 중 가구소득을 중심으로 분석되었다. 설문조사는 1998년부터 시행되었으나 가구소득의 경우 전년도의 총소득을 조사한 것이므로 1997∼2000년까지 4년간의 가구소득을 대상으로 분석하였다.

) 이 기간은 패널자료 분석을 통한 장기 시계열 추이를 발견하기는 어렵지만, 짧은 기간임에도 불구하고 이 4년이 우리에게 주는 시사점은 크다고 할 수 있다.  IMF경제위기의 충격이 다소 적었던 첫해의 상황과, 경제위기가 진행된 2차, 3차년도, 위기 극복을 위한 다양한 정책적 노력과 경제회복 정도를 분석할 수 있는 4차년도 등 급격한 경제변동기의 소득변화상황을 분석할 수 있기 때문이다.

표본가구의 기초특성은 <표 1>에 요약하였다. 『노동패널』자료를 이용하여 소득분배를 분석하기 위해 우선 설문 응답가구의 원자료(raw data)중에서 가구소득에 제대로 응답을 한 가구들만 대상으로 추출하였다. 유효한 표본으로 1차년도 4,678가구, 2차년도 4,349가구, 3차년도 4,138가구, 4차년도 4,091가구를 추출하였다. 평균 가구원수는 3.5명 내외며, 그 중 1인가구는 10% 이상이다. 가구주 중 남성은 약 85%이며, 직종별로 임금근로자가 약 46%, 비임금 근로자가 약 29%정도를 차지하고 있다. 실업자의 비중은 7.7%에서 2%로 감소하였으나, 이는 실업률의 감소효과보다 비경활인구의 증가효과(18.9→23.2%)가 컸기 때문이다. 가구주의 평균연령은 46∼48세이며, 연령대별로는 40대가 가장 많으나 60세 이상인 가구도 18%나 된다.

<표 1> 표본가구의 기초특성

(단위: 명, %)

구분			1997	1998	1999	2000
표본크기			4,678	4,349	4,138	4,091
가구원 수			3.50	3.60	3.45	3.51
가구주특성	성별	남 성	4,016 (85.8)	3,719 (85.5)	3,539 (85.5)	3,481 (85.1)
		여 성	662 (14.2)	630 (14.5)	599 (14.5)	610 (14.9)
	학력별	중학 미만	1,091 (23.3)	1,054 (24.3)	1,385 (33.5)	911 (24.0)
		중 학 교	686 (14.7)	650 (14.9)	1,185 (28.7)	620 (16.3)
		고등학교	1,734 (37.1)	1,581 (36.4)	709 (17.1)	1,329 (35.0)
		전문대학	333 (7.1)	309 (7.1)	467 (11.3)	273 (7.2)
		대학이상	834 (17.8)	755 (17.3)	390 (9.4)	663 (17.4)
	직종별	임금근로자	2,229 (44.6)	2,056 (45.9)	1,930 (45.6)	1,987 (47.1)
		비임금근로자	1,440 (28.8)	1,306 (29.2)	1,214 (28.7)	1,167 (27.7)
		실업자	384 (7.7)	182 (4.1)	103 (2.4)	86 (2.0)
		비경활	947 (18.9)	931 (20.8)	982 (23.2)	981 (23.2)
	평균연령		46.38	47.48	48.17	48.46
가구소득			149.27 (35.4)	159.65 (159.1)	164.41 (149.6)	178.85 (170.0)

주: 가구소득은 월 평균소득이며, ( )는 표준편차임.

자료: 한국노동연구원, KLIPS 1∼4차년도 자료 자료.

가구소득의 기초통계자료는 <표 2> 에 정리하였다.  월 평균 가구소득의 경우 1997년 149만원에서 2000년에는 179만원으로 지속적인 증가추세를 보였다. 경제위기속에서도 전체가구소득의 감소가 없었던 것은 하위계층의 소득감소 폭보다 상위계층의 소득증가 폭이 더 컸음을  뜻하며, 빈부격차 확대로 소득분배는 더 악화된 것으로 추측할 수 있다.

) 근로소득을 제외한 다른 소득의 경우, 개별 소득의 원천이 있다고 응답한 비율이 대체로 약 10% 정도다. 이는 금융소득이나 부동산 소득을 성실하게 응답했다고 보기는 어려우며, 응답된 자료들도 축소보고 했을 가능성이 높다. 따라서 부득이하게 각 소득에서 □0□을 포함한 소득(불평등의 과대 추계 우려)과 소득이 있다고 응답한 사람들만의 소득(불평등의 과소추계 우려)으로 구분할 수 있으나, 여기에서는 일단 소득이 있다고 응답한 사람들만을 중심으로 분석한다.

근로소득의 평균은 1997년 154만원에서 1998년 150만원으로 감소하였다가 2000년 177만원으로 다시 증가하였다. 이는 경제 위기로 인한 경기침체와 실업, 기업의 도산 등으로 근로소득이 감소하였으나, 1999년 이후의 경기회복에 힘입어 근로소득이 증가한 것으로 소득분배 개선에 기여를 한 것으로 볼 수 있다.

그러나 부동산 소득과 금융소득, 기타소득의 평균은 2000년 들어 다시 증가추세를 보여주고 있다. 특히 고소득층의 부동산 소득과 금융소득 증가는 소득 불평등의 악화에 주요한 원인으로 지목되고 있다. 기타소득의 증가는 경제위기를 겪으면서 급증한 기업구조조정과 인수·합병 등의 과정에서 명예·조기 퇴직자가 증가해 그들의 일시적인 퇴직금의 증대로 볼 수 있으며, 이는 중·상류층의 소득에 상당한 영향을 주었을 것이다.

<표 2> 월 평균 가구소득의 기초통계

(단위: 만원, %)

	평균(표준편차)
	1997	1998	1999	2000
가구소득	149.27 (35.44)	159.65 (159.11)	164.41 (149.60)	178.85 (169.99)
환산소득	80.04 (73.16)	84.52 (81.26)	88.62 (78.60)	95.35 (85.99)
근로소득	154.65 (112.25)	150.27 (150.05)	162.21 (117.25)	177.36 (143.72)
금융소득	41.153 (70.06)	30.365 (49.710)	35.73 (52.45)	41.70 (73.91)
부동산소득	59.47 (93.29)	98.99 (225.49)	64.84 (122.62)	68.77 (133.73)
기타소득	12.91 (26.68)	91.75 (209.50)	121.96 (258.84)	127.20 (205.73)

이를 통해 우리는 근로소득의 감소에도 불구하고 부동산소득과 기타소득의 증가, 상위계층의 금융소득확대로 인해, 1998년도의 전반적인 경기침체에도 불구하고 가구소득이 계속 증가했으며 소득분배 또한 악화되었음을 확인할 수 있다. 1999년의 경우 경기 회복을 반영하여 근로소득은 증가하였으며 부동산 소득과 금융소득 등 자산소득의 경우 일부 하락하였으나(부동산 소득), 2000년 다시 증가추세를 보이고 있다.

2. 지니계수 및 변동계수, 10분위 분배율

다음으로 소득분배의 보다 명확한 추이를 분석하기 위해 가장 대표적으로 사용되는 지니계수와 변동계수를 추계하였다. 지니계수의 크기는 이정우·이성림(2001)의 분석과 유사하게 0.4에 가까운 높은 값을 보이고 있다. 이는 지니계수가 0.3 내외인 『도시가계연보』를 이용한 연구보다 더 불평등함을 나타내며, 그 원인은 아마도 소득분배가 더 불평등한 자영업자 가구와 1인가구가 포함되었기 때문일 것이다.

지니계수와 변동계수의 추이를 보면, 1998년에 악화된 소득분배가 1999년에 와서 일부 개선이 되었으나, 2000년에 들어와서 다시 악화되고 있다. 환산소득의 지니계수가 1997년 0.393에서 2000년에 0.399로, 가구소득의 경우 0.406에서 0.421로 증가하였으며, 근로소득 역시 이와 동일한 추이를 보이고 있다.

이처럼 소득분배가 부분적인 개선에도 불구하고, 오히려 경제위기 이후보다 지니계수가 더 커진 것은 위기 극복과정에서 저소득층에 대한 정부의 지원과 생산적 복지를 통한 정부의 노력이 지속적으로 효과를 나타내지 못하였고, 경기회복의 지연과 불안정한 경제상황에 처해있기 때문일 것이다.

물론 소득분배의 경우 경제적인 회복이 바로 그 해의 소득분배와 연결된다고 보기는 힘들 것이다. 분배개선에는 어느 정도의 시차가 존재하며, 또한 경기 회복의 이득이 어떤 계층에게 더 많이 분배되느냐에 따라 달라질 수 있으므로, 짧은 기간만으로 쉽게 정책의 효과나 경제활성화를 통한 성과의 분배를 논하기에는 다소 부족할 수 있다.

그러나 부동산 소득과 금융소득, 기타소득의 경우 지니계수가 0.6 이상으로 높으며, 변동계수 역시 근로소득의 2배 이상을 보이고 있다. 특히 이러한 자산소득의 경우 소득을 과소보고를 하거나 최상위계층의 소득이 누락될 수 있어 실제 불평등은 이보다 더 클 수 있으므로, 이러한 자산소득으로 인한 소득 불평등의 심화를 간과해서는 안 될 것이다.

<표 3> 소득 항목별 지니계수 및 변동계수

	지니계수				변동계수
	1997	1998	1999	2000	1997	1998	1999	2000
가구소득	0.406	0.414	0.399	0.421	0.907	0.997	0.910	0.950
환산소득	0.393	0.394	0.377	0.399	0.914	0.961	0.887	0.902
근로소득	0.345	0.348	0.344	0.370	0.726	0.712	0.723	0.810
금융소득	0.636	0.633	0.596	0.644	1.702	1.637	1.468	1.772
부동산소득	0.568	0.707	0.631	0.663	1.569	0.494	1.892	1.945
이전소득	0.471	0.621	0.661	0.678	0.959	1.489	1.882	2.775
사회보험	0.608	0.523	0.517	0.578	2.333	1.001	0.979	1.181
기타소득	0.744	0.721	0.734	0.672	2.066	2.283	2.122	1.617

다음으로, 가구소득을 기준으로 가구주 특성별 지니계수의 변화추이를 분석하였다. 우선 가구주의 성별로 구분해 보면, 남녀가구 동일하게 경제위기 이후인 1998년에 소득 불평등이 악화된 후 1999년에 일부 개선을 보이다가 2000년에 다시 악화되었다. 그 중에서도 여성 가구주간의 불평등이 남성 가구주에 비해 더 크며, 위기에 따른 소득 불평등 악화 또한 여성 가구주 가구가 남성 가구주 가구보다 더 크게 나타났다(김진욱, 2002).

동일 학력내 소득 불평등도는 중졸이하가 가장 컸으며 그 다음으로 대졸이상 순이다. 전문대졸을 제외한 모든 학력 내 지니계수는 1997년보다 2000년에 약 0.02p 증가하여 학력 내 소득불균등이 심화되었다. 전문대졸의 경우 1998년 다른 계층과 마찬가지로 소득 불평등이 악화되었으나 그 이후로 위기이전보다 소득 불평등이 개선되었는데, 이는 전문대 졸업자들이 상대적으로 취업률이 높고 임금격차가 비교적 적은 이유 때문으로 해석할 수 있다(김진욱, 2002)

직종별로는 비임금 근로자내 지니계수가 임금근로자보다 약 0.06p 더 높으며, 비임금근로자내 지니계수는 계속 증가하였다. 이는 비임금 근로자중 고소득 전문직 종사자의 비중이 증가한 것과 경제위기과정에서 영세자영업자들의 소득감소가 동시에 진행되었기 때문으로 볼 수 있다.

) 표에는 제시되어 있지 않지만 실업자 가구의 경우 지니계수는 점차 감소를 보이고 있는데, 이는 경제위기 이후 실업자에 대한 정부의 정책적 지원은 어느 정도 소득분배 개선에 긍정적인 효과를 미쳤음을 나타낸다. 그러나 2000년에는 다시 소득 불평등이 증가추세를 보이고 있어 앞으로의 추이를 지켜볼 필요가 있다.

연령별로는 60세 이상의 지니계수가 약 0.5로 가장 높았으며, 상대적으로 경제적 기반이 약한 29세 이하와 60세 이상의 경우 경제위기가 시작된 1998년에 소득 불평등이 축소하였는데, 이는 소득분배의 하향평준화로 볼 수 있다. 나머지 연령층에서는 연령 증가에 따라 불평등이 증가하는데 이것은 계속적인 인적자원의 축적이 향후 소득에 매우 큰 영향을 미친다는 사실을 간접적으로 보여주는 것이다(정진호·최강식, 2001).

<표 4> 가구주 특성별 지니계수

		1997	1998	1999	2000
성 별	남 자	0.376	0.389	0.381	0.393
	여 자	0.471	0.513	0.480	0.491
학력별	중졸 이하	0.427	0.444	0.430	0.439
	고 졸	0.330	0.346	0.362	0.358
	전문대졸	0.352	0.372	0.313	0.330
	대졸 이상	0.357	0.374	0.358	0.378
직종별	임 금	0.289	0.336	0.315	0.341
	비임금	0.376	0.386	0.391	0.401
연령별	29세 이하	0.334	0.298	0.313	0.327
	30 대	0.326	0.336	0.333	0.332
	40 대	0.364	0.398	0.358	0.388
	50 대	0.400	0.416	0.392	0.403
	60세 이상	0.524	0.504	0.534	0.539

다음으로 <표 5>의 분위별 소득점유율을 보면, 경제 위기중에도 유일하게 상위10% 이상인 계층의 자산소득 몫은 증가 추세를 보이는 반면 중간계층의 소득 몫이 감소하였는데, 이 소득 몫이 상위계층과 하위계층의 소득으로 양분되고 있기 때문으로 해석할 수 있다(이정우·이성림, 2001; 최희갑, 2002).

또한 하위 40%의 소득을 상위 20%의 소득으로 나눈 10분위 분배율의 경우, 경제위기 이후인 1998년에는 10분위 분배율의 값이 하락하였는데, 이는 상위 계층의 소득증가, 특히 금융소득과 부동산소득의 최상위 계층 몫이 증가하였기 때문이다.

<표 5> 10분위 분배율

		1분위	2분위	3분위	4분위	5분위	6분위	7분위	8분위	9분위	10분위	10분위분배율
가구소득	1997	0.4	2.9	4.8	6.5	7.6	9.5	10.9	13.2	16.4	27.7	0.331
	1998	1.2	3.1	4.6	6.0	7.3	8.9	10.3	12.5	16.1	29.9	0.302
	1999	1.2	3.1	4.8	6.2	7.6	9.2	10.9	12.6	16.0	28.3	0.345
	2000	1.0	2.8	4.6	5.9	7.5	8.9	10.6	12.8	16.1	29.9	0.311
환산소득	1997	0.6	3.2	5.1	6.5	8.0	9.4	11.0	12.9	16.1	27.3	0.356
	1998	1.5	3.5	4.9	6.2	7.5	8.9	10.4	12.4	15.7	29.0	0.360
	1999	1.6	3.7	5.2	6.4	7.9	9.1	10.7	12.4	15.5	27.6	0.392
	2000	1.3	3.3	4.8	6.2	7.6	9.0	10.5	12.6	15.8	28.9	0.349
근로소득	1997	2.2	4.0	5.7	6.5	7.9	9.5	10.7	12.8	15.6	25.1	0.298
	1998	0.9	3.9	5.5	6.7	7.9	9.5	10.8	13.0	15.9	24.9	0.293
	1999	2.0	4.0	5.6	6.6	8.1	9.3	11.2	12.5	15.8	24.8	0.448
	2000	2.8	3.9	5.1	6.4	8.1	9.2	10.8	13.0	15.7	25.0	0.447
금융소득	1997	0.3	0.7	1.6	2.4	3.5	5.3	8.4	11.9	20.5	45.4	0.076
	1998	0.2	0.9	1.6	2.8	3.6	5.5	8.2	11.8	17.9	47.5	0.084
	1999	0.4	1.3	2.2	2.8	4.4	5.8	9.1	12.5	17.7	43.9	0.109
	2000	0.3	0.8	1.6	2.4	3.8	5.3	7.7	11.2	18.7	48.3	0.076
부동산 소 득	1997	0.4	1.4	2.2	3.2	4.7	6.6	8.6	12.3	16.8	43.9	0.109
	1998	0.4	0.9	1.4	1.9	2.8	3.9	5.7	8.9	13.3	60.6	0.062
	1999	0.6	1.4	1.9	2.8	4.0	5.5	7.4	10.2	15.5	50.8	0.101
	2000	0.3	1.0	1.6	2.4	3.2	4.6	7.1	10.9	16.4	52.4	0.077

주: 10분위 분배율=하위4분위/상위2분위임.

<표 6> 상위 10%이내 가구의 소득 몫

	최고 10%의 몫				최고 5%의 몫				최고 1%의 몫
	1997	1998	1999	2000	1997	1998	1999	2000	1997	1998	1999	2000
가구소득	27.7	29.9	28.3	29.9	17.4	19.6	18.3	19.3	6.1	7.5	6.7	7.0
환산소득	27.3	29.0	27.6	28.9	17.8	19.0	17.8	18.6	6.2	7.3	6.6	6.8
근로소득	25.1	24.9	24.8	26.5	15.7	14.9	15.2	16.5	4.7	4.4	4.7	5.9
금융소득	45.4	47.5	43.9	48.3	31.8	32.8	29.5	35.2	12.3	10.4	8.9	12.0
부동산소득	43.9	60.6	50.8	52.4	30.4	45.5	36.7	38.5	10.2	13.3	11.1	13.6
기타소득	62.7	62.2	62.5	51.3	40.9	46.1	44.1	31.9	10.3	14.6	11.3	5.1

특히, 최상위 계층의 소득 몫은 경제가 악화된 1998년에도 오히려 더욱 증가하고 있으며, 1999년에는 다소 감소세를 보였으나 경제 위기 이전인 1997년보다는 여전히 높은 수준을 유지하고 있 다. 상위1%의 가구소득은 1997년 6.1%에서 1998년 7.5%, 2000년 7.1%로 여전히 높고, 다른 집단과는 달리 부동산소득과 기타소득, 금융소득의 비중이 다른 소득항목에 비해 상대적으로 큰 비중을 차지하고 있다.

이러한 분위별 소득의 점유율과 함께 전통적인 로렌츠 곡선의 구성요소가 되는 각 분위소득의 누적분포를 살펴볼 필요가 있다(Rainwater, L. and T, Smeeding, 1995). 가구소득과 환산소득의 경우 인구의 50%가 전체소득의 25% 이하만 차지하고 있으며, 최고 10분위의 경우 30%를 차지하고 있는데, 이는 저소득층 인구 60%가 차지하고 있는 소득몫과 비슷하며, 최고 10분위의 소득몫 또한 위기와 상관없이 증가함을 알 수 있다. 여기에서도 금융소득과 부동산소득의 경우 하위 50%의 경우 자산소득의 10%미만을 차지하고 있음을 알 수 있다.

<표 7> 소득 10분위 누적분포

		1분위	2분위	3분위	4분위	5분위	6분위	7분위	8분위	9분위
가구 소득	1997	0.4	3.3	8.1	14.6	22.2	31.7	42.6	55.8	72.2
	1998	1.2	4.3	8.9	14.9	22.2	31.1	41.4	53.9	70.0
	1999	1.2	4.3	9.1	15.3	22.9	32.1	43.0	53.9	69.9
	2000	1.0	3.8	8.4	14.3	21.8	30.7	41.3	54.1	70.1
환산 소득	1997	0.6	3.8	8.9	15.4	23.4	32.8	43.8	56.7	72.8
	1998	1.5	5.0	9.9	16.1	23.6	32.5	42.9	55.3	71.0
	1999	1.6	5.3	10.5	16.9	25.0	34.1	44.8	57.2	69.6
	2000	1.3	4.6	9.4	15.6	23.2	32.2	42.7	55.3	71.1
근로 소득	1997	2.2	6.2	11.9	18.4	26.3	35.8	46.5	59.3	74.9
	1998	0.9	4.8	10.3	17.0	24.9	34.4	45.2	58.2	74.1
	1999	2.0	6.0	11.6	18.2	26.5	35.8	46.9	59.5	75.3
	2000	2.8	6.7	11.8	18.2	26.3	35.5	46.3	59.3	75.0
금융 소득	1997	0.3	1.0	2.6	5.0	8.5	13.8	22.2	34.1	54.1
	1998	0.2	1.1	2.7	5.5	9.1	14.6	22.8	34.6	52.5
	1999	0.4	1.7	3.9	6.7	11.1	15.9	25.0	37.5	55.2
	2000	0.3	1.1	2.7	5.1	8.9	14.2	21.9	33.1	51.8
부동산 소득	1997	0.4	1.8	4.0	7.2	11.9	18.5	27.1	39.4	56.2
	1998	0.4	1.7	4.4	9.0	11.8	15.7	21.4	30.3	43.6
	1999	0.6	2.0	3.9	6.7	10.7	16.2	23.6	33.8	49.3
	2000	0.3	1.3	2.9	5.3	8.5	13.1	20.2	31.1	47.5

중간계층의 소득 몫 변화를 좀 더 구체적으로 살펴보기 위해 분위수 배율을 측정하여 분석해 보았다. 각 분위의 소득들은 대체로 증가하는 추세를 보였으며, p90/p10의 비율은 감소후 증가하였다.  중위소득대비 p95의 비율 또한 증가하고 있다(1997년 2.58 □ 1998년 2.82). 이는 최상위계층의 소득수준이 점차 높아졌음을 보여주고 있는 것이다. 따라서 최상위 5%이상인 계층과 중산층간의 소득격차는 더 커졌음을 알 수 있으며, 1999년도에 일부 개선되었으나 여전히 1997년 수준보다는 소득격차가 더 커졌다.

) 불평등의 측정에서 주로 평균소득의 개념을 중심으로 소득분배의 추계와 분석을 해왔으나, 대체적으로 소득의 경우 정규분포가 아닌 왼쪽으로 기울어진 분포를 하고 있어서 평균보다는 중위값이 그 표본을 가장 잘 설명한다고 볼 수 있다. 분위수 배율은 이러한 점에 착안하여 고안된 측정법으로, 소득이 낮은 순서대로 순위를 매겨 몇 개의 대표적인 위치에 있는 가구의 환산소득간 비율을 비교하였다(김진욱·박찬용, 2001).

3. 중산층 규모 변화

최근 경제 위기를 겪으면서 빈곤층이 급증한 것은 중산층에 속했던 가구들이 경제위기의 충격으로 빈곤선 아래에 위치하게 되었기 때문일 것이다. 따라서 중위계층의 규모에 대한 추이를 분석하는 것은 소득분배의 양극화를 검증하는데 주요한 함의를 줄 수 있다.

) 소득분배의 불평등에 관한 연구는 많으나 중산층 붕괴로 대표되는 소득분배의 양극화에 대한 연구는 거의 찾아보기 힘들다. 미국의 경우 Thurow(1984), Blackburn and Bloom(1985) 등을 중심으로 논의가 제기되기 시작했으며 한국의 경우 경제위기 이후 각종 언론매체를 중심으로 자주 제기되고 있다. 소득분배의 양극화에 대한 개념과 측정방법에 대해서는 Esteban and Ray(1991, 1994), Foster and Wolfson(1992), 최희갑(2002) 등을 참고하기 바란다.

<표 8> 중산층 규모

	정의1			정의2			정의3			정의4
	하류	중류	상류	하류	중류	상류	하류	중류	상류	하류	중류	상류
1997	41.7	25.5	32.8	34.6	36.3	29.2	25.4	53.0	21.6	25.4	63.7	11.0
1998	47.6	22.4	29.9	40.3	33.0	26.7	31.0	48.8	20.2	31.0	58.2	10.8
1999	50.6	21.7	27.7	45.2	28.9	26.0	36.0	45.3	18.7	36.0	56.1	8.0
2000	39.1	23.9	37.0	30.5	37.9	31.6	20.0	54.2	25.8	20.0	67.3	12.7

주: 환산소득 기준임. 정의1은 중산층을 중위소득의 80-125%로, 정의2는 66.7-133.3%로, 정의3은 50-150%(OECD 기준)로, 정의4는 50-200%(미국센서스 기준)로 정의함.

중산층은 중위소득을 중심으로 일정 % 이내의 소득을 가진 가구를 중산층으로 하여 크게 4가지 기준으로 나누어 분석하였다. 이렇게 구해진 중산층의 규모는 모든 기준에서 동일하게 중산층의 감소가 발생하였으나, 2000년에 다시 중산층의 규모가 확대되었다. 경제위기 직후에는 하류층의 증가와 함께 상류층의 감소도 두드러졌는데, 이는 소득의 하향평준화로 해석할 수 있으며, 이러한 변화는 상류층이 중산층으로, 중산층은 하류층으로 편입되었음을 뜻하며, 2000년의 중산층이 증가하였으나 지니계수는 악화된 점을 고려할 때 시중한 해석이 필요할 것이다(이정우·이성림, 2001; 최희갑, 2002).

) 중산층을 정의함에 있어 크게 3가지가 있다. 첫째, 소득 분위의 일정 % 사이에 속할 경우, 예를 들면 하위 20%와 상위 20% 사이에 속하는 계층으로 정의할 수 있으며(Levy, 1988, Duncan), 둘째 소득의 크기를 구체적으로 제시하여 그 구간에 속할 경우(Bradbury), 마지막으로 중위값을 기준으로 상하의 일정 범위에 속할 경우를 중산층으로 정의할 수 있다. 특히 미국에서는 최근 경제성장의 열매가 주로 상위20%에게 주어졌으며(그 중에서도 최고 1%에 집중됨), 노조의 쇠퇴와 여성 노동의 증가로 인한 실질임금의 하락, 제조업 쇠퇴로 인한 일자리 감소 등 경제 성장에도 불구하고 빈부격차의 확대로 중산층이 사라지고 있음을 경계하고 있다(Strobel, 1993; Skocpol 2000).

이러한 중류층의 하류층 이동은 사회의 안정성을 침식시키며 고소득과의 소득격차 확대로 인한 상대적 박탈감과 소외의 증가 등 많은 사회문제들을 야기시킬 수 있기 때문에 이에 대한 적절한 대책마련이 절실하다.

Ⅲ. 불평등의 요인분석과 소득 이동

1. 소득 원천별 분해

전체 가구소득을 구성하고 있는 각각의 소득이 전체의 소득 불평등에 얼마나 기여했는가를 찾기 위해 Shorrocks(1982)의 소득원천별 분해 방법을 이용하여 분석하였다. 사용한 지표는 변동계수를 자승하여 1/2 한 값인 GE(2) 지표로, 다른 지표들보다 요인 분해가 용이하며 분석결과에 대한 직관적인 해석이 가능하다는 장점이 있다(유경준, 1998).

<표 9> 소득 원천별 분해

	소득원천	상대기여도 sf	절대기여도 Sf	소득 불평등도GE(2)f	평균비율	상관계수
1 9 9 7	총가구소득	100.00	0.4116	0.4116
	근로소득 금융소득 부동산소득 이전소득 사회보험 기타소득	74.78 1.26 5.88 -0.17 1.81 0.10	0.3078 0.0052 0.0242 -0.0007 0.0747 0.0004	0.3624 19.9156 30.3140 7.3905 84.29231 51.5336	0.9171 0.0263 0.0223 0.0018 0.0281 0.0044	0.869 0.196 0.307 -0.216 0.388 0.070
1 9 9 8	총가구소득	100.00	0.4966	0.4966
	근로소득 금융소득 부동산소득 이전소득 사회보험 기타소득	52.48 3.38 18.67 -0.66 0.79 25.34	0.2606 0.0168 0.0927 -0.0033 0.0039 0.1259	0.3501 15.7142 45.9390 6.6872 25.0590 27.9034	0.8345 0.0216 0.0412 0.0280 0.0120 0.0628	0.749 0.278 0.471 -0.065 0.091 0.539
1 9 9 9	총가구소득	100.00	0.4141	0.4141
	근로소득 금융소득 부동산소득 이전소득 사회보험 기타소득	66.41 2.65 6.88 -0.22 1.38 22.90	0.2750 0.0108 0.0285 -0.0009 0.0057 0.0950	0.3596 17.9640 33.6364 9.8302 22.9842 48.8072	0.8734 0.0186 0.0264 0.0141 0.0263 0.0412	0.816 0.201 0.289 -0.016 0.132 0.513
2 0 0 0	총가구소득	100.00	0.4517	0.4517
	근로소득 금융소득 부동산소득 이전소득 사회보험 기타소득	75.14 3.83 7.35 1.13 0.71 11.89	0.3394 0.0173 0.0332 0.0051 0.0032 0.0537	0.4394 24.1448 30.4794 16.2679 22.9999 38.0831	0.8744 0.0196 0.0296 0.0289 0.0145 0.0332	0.8717 0.2673 0.3017 0.0647 0.0638 0.3896

주: 평균비율은 개별 소득원천 평균을 전체소득 평균으로 나눈 값임.

연도별 소득 원천별 분해는 <표 9>에 요약하였다. 1997년의 경우 불평등에 가장 크게 영향을 주는 것은 근로소득으로 약 75% 이었으나, 점차 그 기여도가 하락하였으며 대신 자산소득 및 기타소득의 불평등 기여도가 증가하였다. 특히 기타소득의 경우 경제위기 이후 전체 소득 불평등에 기여한 부분이 무려 20%를 넘는 수준에 달했다.

현재로서는 이러한 현상이 경제위기 이후의 일시적 현상인지, 아니면 퇴직금 중간정산제 도입, 평생직장에서 평생고용으로의 고용관행 변화로 인한 빈번한 직장이동 등에 따른 제도적·구조적 변화인지 불분명하다. 다만 기타소득이 매우 일시적인 성격을 가지고 있기 때문에 이것을 영구소득으로 보기 어렵고, 설령 이것이 소득분배에 큰 영향을 미친다하더라도 이를 완화하는 정책의 수립 또한 그리 쉬운 일이 아니다(정진호·최강식, 2001). 2000년의 경우 기타소득의 불평등 기여도가 전년도의 절반 수준으로 하락하여 일시적인 소득의 불평등 기여도는 낮아졌음을 알 수 있다.

한편, 이전소득의 경우 위기 직후에는 (-)의 기여도로 소득분배 개선에 다소 효과가 있었으나, 그 이후로는 더 이상 소득분배 개선에 기여하지 못하고 있다.

이를 좀 더 구체적으로 알아보기 위해서, 전체가구가 아닌 상위 10%이상인 계층의 가구만을 대상으로 전체소득에 대한 각 소득원천들의 비율을 분석하였다. 근로소득의 경우 전체와 유사하게 그 비중이 감소하고 있는데, 특히 상위 1%의 근로소득의 경우 1997년 70%에서 35%로 급감한 후 점차 증가추세를 보인다. 이는 이들 계층의 자산소득과 기타소득이 급증하였기 때문이다.

<표 10> 상위계층의 소득 원천별 비교

	상위10%				상위 5%				상위 1%
	1997	1998	1999	2000	1997	1998	1999	2000	1997	1998	1999	2000
가구소득	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0
근로소득	86.5	69.2	78.3	79.8	83.7	60.8	71.6	73.4	70.3	34.6	52.4	61.6
금융소득	3.6	3.4	2.6	3.4	3.7	4.3	3.3	4.1	4.4	3.2	2.6	5.5
부동산소득	3.8	9.2	4.8	5.4	4.9	12.7	5.5	7.4	9.0	23.9	10.5	12.1
이전소득	0.0	1.2	1.4	1.4	0.0	0.8	1.7	1.1	0.0	0.2	1.8	3.7
사회보험	5.5	1.4	1.3	1.5	7.4	1.1	1.5	2.2	15.0	0.5	1.5	0.3
기타소득	0.5	15.5	11.6	8.5	0.3	20.4	16.4	11.8	0.7	37.6	31.2	16.8

2. 집단별 소득격차 분석

이러한 외환위기 전후 4년간의 소득분배에 대하여 좀더 세밀한 분석을 위하여 가구소득을 다양한 집단별로 구분하여 소득의 변화를 추정하기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 가구소득(log)을 종속변수로 두었으며, 독립변수로는 성, 연령, 학력, 직종, 산업, 지역, 사업체 규모 등이며, 각각 더미변수를 취하여 분석하였다.

분석 결과는 <표 11>에 요약하였는데, 가구주의 성별 임금격차는 경제위기 이후 41%에서 56%, 63%로 확대되었으며, 2000년에 60%로 조금 감소하였으나 남성이 가장인 가구의 소득이 여전히 높은 상태다. 편모가구의 경제적 어려움은 여성으로서 가지는 성별 임금격차 문제와 함께 육아 및 탁아의 부담으로 여성가주주의 소득보전에 어려움을 겪고 있음을 알 수 있다.

가구주의 연령별 임금격차는 40대를 기준으로 하였으며, 청년층인 30세 미만의 경우 40대에 비해 소득격차가 30%에서 50%까지 확대되고 있다. 이는 경제위기 이후 경기침체에 따른 구조적 실업의 증가와 함께 청년층의 노동시장내 지위가 점차 열악해 지고 있음을 나타내고 있는 것이다. 60세 이상인 가구주의 경우 40대 가구주에 비해 20%의 소득격차가 나고 있으나 시간이 지나면서 조금씩 격차가 줄어들고 있다.

학력별로는 고졸자를 기준으로 경제위기 이후 격차가 확대되었는데, 특히 가구주가 대졸인 경우 1997년 약 21%에서 2000년에는 38%로 학력에 따른 소득격차가 증가함을 알 수 있다. 이는 고학력자의 경우 새로운 경제구조(IT, 정보화, 서비스산업 확대)의 변화와 경제위기속에서도 노동시장내 지위의 변화가 상대적으로 안정적이기 때문이다. 즉, 고학력자일수록 정규직, 사무직, 전문직종에 종사할 가능성이 높으므로 고졸학력 가구주와의 소득격차는 시간이 지날수록 더 확대될 것으로 보인다. 또한 경제 위기 이후 노동시장의 수요는 줄어들고 공급이 늘어나면서 대졸자의 공급과잉으로 인한 범핑효과(Bumping effect)가 발생하여 고졸자 이하의 소득이 하락한 것으로 볼 수 있으며, 향후 노동시장이 고졸이하의 집단과 전문대졸 이상인 집단간의 2개의 단층으로 점차 고착화될 우려를 보이고 있다(이효수, 1984).

이러한 변화는 직종별 소득격차를 살펴볼 경우 더 명확하게 알 수 있다. 생산직에 비해 관리직, 전문직, 사무직의 경우 소득격차가 경제위기 이후 점차 확대되는 추세를 보이고 있다. 특히 사무직의 경우 1997년 8%에서 2000년 23%로 생산직에 비해 소득격차가 3배정도 커졌으며, 생산직보다 10% 정도 소득이 낮았던 서비스 및 판매직의 경우, 경제위기이후 생산직의 소득을 추월하여 약 20% 이상의 격차를 나타냈다. 즉, 가구주가 생산직인 경우 경제위기 속에서 가장 큰 어려움을 겪었으며, 여전히 격차는 지속적으로 확대되고 있다.

산업별로 구분할 때, 건설업의 경우 제조업에 비해 소득격차가 점차 심화되고 있다. 1998년 -17%에서 2000년 -19%로 격차가 증가하였으며, 이는 경제위기를 겪으면서 건설경기가 악화된 상황과 무관하지는 않을 것이다. 특히, 저소득층의 경우 건설업의 불황이 곧바로 소득감소와 직결되므로 향후 건설업 노동자들의 소득보전을 위한 사회보장제도의 확충이 필요할 것이다. 기업체의 규모면에서도 경제위기를 겪으면서 대기업에 비해 50인 미만의 영세기업에 종사하는 가구주의 소득이 상대적으로 격차가 벌어졌으며, 2000년의 경우 약 15%의 소득격차를 보였다.

마지막으로, 지역별 소득격차를 살펴보면 서울에 비하여 대구·경북, 대전·충남지역의 소득이 이 기간동안 점차 확대됨을 보였다. 대구·경북의 경우 1997년 -9%에서 1999년에는 -18%로 약 2배의 소득격차를 보였으며, 대전·충남 역시 -15%에서 1998년 -30%로 확대되었다(1999년 17%).  이러한 지역별 임금격차는 전반적인 경기침체와 그 지역의 주된 산업유뮤 또는 주된 산업의 경제적 성과와 상당히 연관이 있다. 특히 대구·경북은 서울에 비해 임금격차가 크게 확대되었는데, 이는 최근 대구지역 주요기업들의 연쇄도산과 경기침체에 기인한 것으로 추측할 수 있다.

) 1996년 가구소비실태조사에 따르면, 지역별 가구소득격차 검증에서 대구·경북지역이 유의성이 있으며 서울에 비해 가구의 평균소득이 약 36%나 낮음을 보였다(통계청, 1998).

<표 11> 집단별 소득격차의 분석

종속변수: lnY(가구소득)		1997				2000
		회귀계수	표준오차	t-값		회귀계수	표준오차	t-값
	상 수	7.710	.051	152.150	***	7.825	.060	130.630	***
성별	여 성	-.407	.049	-8.270	***	-.603	.059	-10.310	***
연령	30세 미만	-.305	.047	-6.420	***	-.487	.062	-7.810	***
	30세-39세	-.153	.034	-4.520	***	-.214	.038	-5.640	***
	50세-59세	.011	.044	.240		.023	.046	.500
	60세 이상	-.280	.068	-4.110	***	-.185	.068	-2.750	***
학력	중졸 이하	-.174	.038	-4.520	***	-.174	.042	-4.180	***
	전 문 대	.098	.052	1.900	*	.173	.056	3.120	***
	대졸 이상	.212	.043	4.910	***	.377	.047	7.970	***
직종	관 리 직	.432	.108	3.980	***	.064	.092	.700
	전 문 직	.203	.045	4.500	***	.257	.050	5.110	***
	사 무 직	.083	.043	1.910	*	.231	.058	4.010	***
	서 비 스 직	-.135	.084	-1.620		.294	.075	3.900	***
	판 매 직	-.065	.086	-.760		.180	.075	2.410	**
산업	농림수산업	.147	.250	.590		-.159	.147	-1.080
	광 업	.218	.224	.970		.228	.478	.480
	전기,가스,수도사업	-.011	.131	-.080		-.085	.182	-.470
	건 설 업	-.002	.049	-.040		-.193	.049	-3.930	***
	도소매 및 음식숙박업	.005	.051	.090		-.048	.055	-.860
	운수창고업 및 통신업	-.074	.046	-1.610		-.123	.059	-2.070	**
	금융, 부동산, 용역업	-.009	.042	-.210		.010	.054	.190
	사회 및 개인서비스업	-.055	.050	-1.120		-.187	.057	-3.290	***
지역	부산, 경남, 울산	-.077	.042	-1.850	*	-.026	.047	-.550
	인천, 경기	-.002	.037	-.070		-.067	.043	-1.560
	강 원	-.167	.096	-1.740	*	.163	.119	1.370
	충 북	-.137	.097	-1.410		-.281	.105	-2.670	***
	대전, 충남	-.158	.065	-2.440	**	-.119	.073	-1.620
	전 북	-.171	.090	-1.890	*	-.134	.095	-1.420
	광주, 전남	-.047	.063	-.750		-.057	.069	-.830
	대구, 경북	-.096	.050	-1.900	*	-.085	.060	-1.420
규모	50인 미만	-.197	.034	-5.720	***	-.160	.043	-3.730	***
	50-499인	-.115	.038	-3.030	***	-.067	.050	-1.340
Adj-R2		.291				.226
F-값		18.96***				19.07***

주 : *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

요약하면, 경제위기의 과정을 겪으면서, 가구주가 여성인 경우, 노동시장에 막 진입한 30세 미만의 가구, 고졸이하의 학력소유자, 생산직 및 건설업 종사자, 50명 미만의 영세기업에 속한 가구주의 소득감소가 상대적으로 더 커졌으며, 향후 경제위기의 극복과정에서 이러한 사회적 취약계층에 대한 정책적인 고려가 지속적으로 필요할 것이다.

3. 소득 이동

) 여기에서는 유경준(2001)과 Bigardet al(1998)의 연구에 크게 도움을 받았다.

1980년부터 최근까지 영국과 미국은 소득분배에 뚜렷한 변화가 생겼는데 다수의 연구결과가 임금 불평등의 급격한 증가로 결론 내리고 있다(Hills, 1996; Levy et al., 1992). 반면 이탈리아, 프랑스, 독일은 미미한 수준에서 불평등이 증가한 것으로 조사되었다. 비록 많은 사람들이 이러한 현상의 원인에 대한 분석을 시도하였지만 상대적으로 소득 이동의 패턴에 대해서는 소홀히 해왔다.

소득 이동(income mobility)은 소득 이동을 통해 무엇을 파악하느냐가 중요하다. 소득 이동의 측정방법에 대해 Fields(2001)는 다음의 세 가지로 구분하고 있다. 첫째는 시간에 따른 일정한 집단(given units)의 소득변화를 파악하는 것으로 이 경우 대상집단에 대한 패널자료(panel data)가 필요하다. 둘째는 주로 개인이나 가구를 그 대상으로 하는 측정단위의 문제이다. 셋째는 소득, 소비, 근로소득 등 어느 측면의 경제적 복지를 측정하느냐 하는 것이다(유경준, 2001).

본 절에서는 외환위기 이후 시기인 1997년과 2000년 사이의 소득 이동을 분석하고자 한다. 외국의 경우 소득 이동정도의 파악은 대체로 5년 이상의 단위를 분석기간으로 하고 있으나, 본고는 자료의 제한과 경제위기라는 특수한 점을 고려하기 위하여 4년의 기간을 분석단위로 하였다. 이 때 분석 단위는 가구로, 대상은 가구원 수를 고려한 환산소득으로 한정한다.

) 분석에 앞서 몇가지 제약조건을 고려해야 한다. 우선 소득 이동은 분석대상기간의 길이와는 정(+)의 관계, 분석대상집단의 초기연령구조와는 부(-)의 관계에 있다는 사실을 염두에 두어야 한다. 소멸(attrition)현상으로 대표되는 자료의 제약 또한 고려되어야 한다. 일반적으로 분석대상기간이 길고 클수록 표본가구의 추적의 어려움 등으로 소멸현상이 더 크게 일어나 분석대상 기간과 자료의 대표성간에 상충관계가 형성된다. 선택의 편기현상(selection bias)현상 또한 영향을 미친다. 즉, 일정한 특성을 가진 사람들이 확률적으로 소멸현상이 더 클 가능성이 있다. 특히 여성, 자영업자, 장기실업자 등의 집단이 대표적 집단이다. 본 연구에서는 자료의 부족과 방법론상의 제약 등으로 이러한 선택효과는 고려하지 않는다.

우선, 경제위기 이후 소득 이동정도를 파악하기 위해 출발시점에서 각 가구소득의 분위(decile)를 측정하고, 해당가구가 일정 시점이 지난 후 원래의 분위에서 상대적 위치의 이동여부를 측정하는 것이다. 이를 추정하기 위해서는 소득분위불이동비율(IR: immobility ratio)이라는 지표를 사용하는데, 이 지표는 일정기간에 있어 각 가구의 소득분위가 처음과 마지막시기에 동일한 분위에 있는 가구의 비율을 의미하는 지표이다.

분석대상 가구의 일반적 특성이 <표 12>에 요약되어 있다. 1차년도와 4차년도 모두 설문에 응답한 유효가구는 총 3525가구로, 남성 가구주가 전체의 85.1%로 압도적 다수를 이루고 있다. 각 분위별로 평균연령과 남녀성비를 보면, 소득계층 중 최하위 집단은 고령이고 남녀간의 차이는 없는 반면 최상위 집단은 40대 후반의 남성이 지배적이다.

한편 동일가구가 연결된 패널자료임에도 불구하고, 최하위분위와 최상위분위 가구의 경우에는 양기간 모두 가구주의 연령변화가 거의 없는 것으로 미루어 짐작할 때 다수의 가구에 가구주의 변동이 발생하였음을 추론할 수 있다. 이에 대한 직접적인 이유는 설명하기 힘들지만 분가를 하여 취업자수가 줄어든 경우와 가구주가 사망한 경우, 혹은 부모를 대신하여 자녀들이 가구주가 되는 경우가 많이 포함되어 있을 것으로 추측할 수 있다.

<표 12> 분위별 소득집단의 특성

	남자의 비율		평균연령
	1997	2000	1997	2000
1분위	51.3	50.2	61.7	62.2
2분위	68.0	61.6	55.7	59.4
3분위	81.8	77.4	48.9	51.8
4분위	84.2	87.3	45.3	49.1
5분위	90.7	89.5	44.3	47.3
6분위	92.7	91.5	43.3	44.8
7분위	93.2	95.3	42.9	45.8
8분위	94.9	94.3	43.5	45.5
9분위	97.0	95.7	45.5	47.5
10분위	95.1	97.3	46.5	47.5

다음으로 『노동패널』자료로 작성한 분위소득변화표(transition matrix, 변이행렬)를 이용하여 IR을 계산해 보았다. 계산결과는 0.213이며, 1997년에서 2000년 기간 동안에 분위소득 변화가 없는 가구는 전체가구의 21.3%었다. 한편, 소득분위가 상승한 가구비율은 전체의 37.6%, 하향한 가구는 41.1%로, 소득분위가 하락한 가구의 비율이 상승한 가구보다 약 3.5%p 높게 나타나고 있다.

) IR과 유사한 개념으로 분위소득 이동정도를 파악하는 지수로 Shorrock's Index(SI)가 있다.  이는 분위소득 변이행렬(transition matrix)에 있어 대각선 행렬만을 이용하여 분위소득 이동 정도를 파악한다는 점에서 기본적인 착상은 IR과 같다. 이에 대한 구체적인 분석방법과 결과는 유경준(2002), Kim(2001)을 참고하기 바란다.

<표 13>소득 이동패턴: 전체가구

		2000
		1	2	3	4	5	6	7	8	9	10
1997	1	0.354	0.283	0.110	0.096	0.057	0.037	0.023	0.014	0.020	0.006
	2	0.190	0.222	0.159	0.119	0.091	0.068	0.065	0.051	0.020	0.014
	3	0.116	0.130	0.187	0.170	0.088	0.076	0.079	0.065	0.057	0.031
	4	0.074	0.097	0.128	0.159	0.131	0.114	0.116	0.102	0.037	0.043
	5	0.079	0.051	0.110	0.139	0.164	0.133	0.113	0.110	0.082	0.017
	6	0.034	0.057	0.105	0.108	0.145	0.156	0.165	0.091	0.094	0.045
	7	0.045	0.057	0.051	0.091	0.091	0.153	0.125	0.170	0.113	0.105
	8	0.031	0.037	0.051	0.063	0.099	0.111	0.134	0.162	0.182	0.131
	9	0.057	0.048	0.051	0.037	0.076	0.076	0.093	0.136	0.210	0.215
	10	0.020	0.017	0.048	0.017	0.06	0.074	0.088	0.097	0.188	0.392

분위별로 보면 상대적으로 양극단의 분위로 갈수록 소득분위의 변화가 적고 중간 분위에서 많은 분위의 이동이 있었던 것으로 조사되었으며, 대신 1997년 하위집단인 1-5분위 가구가 2000년에 10분위가 될 확률은 1997년 상위집단인 6-10분위 가구가 2000년에 1분위가 되는 확률보다 휠씬 더 희박하였다.

) IR은 단순히 한 기간에 있어 분위소득 이동이 없는 가구를 대상으로 소득 이동 정도를 파악한 것으로 분위소득 이동이 있었던 가구의 분위소득 이동의 방향이나 분위소득 이동 정도를 반영하지는 못하고 있다는 한계를 가지고 있다. 즉, 분위소득 변이행렬(transition matrix)에 있어 대각선 행렬외의 가구소득의 이동정도는 반영하지 못한다는 한계가 있다. 대각선 행렬이외의 가구소득 이동정도를 반영하고 기간내의 분위소득 이동 정도가 두시점 사이에 유의하는냐 하는 판단기준을 제시하는 추정계수로 피어슨카이스쿼어값(pearson chi-squared calculation)이 있다. 이에 관해서는 유경준(2001)을 참고하기 바란다.

이를 가구주 특성별로 살펴보면, 여러 기준에서 공통적으로 상승보다는 하락한 가구의 비중이 더 높게 나타났으며, 다만 50대 연령의 경우와 고졸 학력의 가구주 세대가 미미하나 하락보다 상승한 가구의 비중이 높게 나타났다. 성별로 보면 여성이 남성에 비해 상대적으로 보다 낮은 분위(1-3분위)에서 일관된 지위를 가지면서 더 높은 이동성을 보였다. 반면 남성의 경우 최상위 분위와 최하위 분위는 상대적으로 일관된 지위를 보였는데, 특히 다수의 낮은 소득분위에 위치한 가구주들이 같은 위치에 있는 것으로 조사되었다. 이러한 현상은 이른바 □저소득함정□(low-earning trap)의 가능성을 생각할 수 있다(Bigard et al, 1998).

<표 14>가구주 특성별 소득 이동성 : 1997∼2000년

	전체	성별		연령별					학력별
		남	여	∼29	30∼39	40∼49	50∼59	60+	∼국졸	중졸	고졸	전문대	대졸+
불변	21.3	20.4	26.8	22.5	21.6	20.1	15.4	28.4	25.9	16.1	18.2	23.8	25.7
상승	37.6	38.0	34.8	38.5	34.7	39.2	42.6	33.8	34.8	40.2	41.3	33.1	32.5
하락	41.1	41.5	38.4	39.0	43.8	40.7	42.0	37.9	39.4	43.6	40.6	43.0	41.8

<표 15>는 소득 이동유형(하향, 불변, 상승)에 따라 구분된 가구들의 소득원천별 구성비를 비교한 것이다.  외환위기 직전인 1997년과 이후인 2000년으로 나누어 소득분위가 하향, 불변, 상향 이동한 가구의 특성을 비교하였을 때 몇 가지 점에서 집단간 뚜렷한 차이점이 나타났다.

<표 15> 소득 이동유형 : 소득원천별 구성비

	1997년기준			2000년기준
	불변	상향	하향	불변	상향	하향
가구소득	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0	100.0
근로소득	89.9	80.7	90.9	86.1	91.9	87.7
금융소득	2.5	2.9	2.3	3.1	1.8	1.9
부동소득	2.9	2.2	1.4	2.6	2.0	3.9
이전소득	2.0	1.5	2.8	2.6	3.0	2.3
기타소득	1.7	8.4	0.8	5.2	0.8	3.9
사회보험	0.7	4.4	1.6	0.2	0.2	0.0

소득차액비중
불변	상향	하향
100.0	100.0	100.0
70.0	66.0	84.7
5.4	4.3	1.6
1.3	2.3	6.2
5.0	-0.5	1.9
19.6	18.1	7.0
-1.6	9.8	-1.6

주: 소득차액비중은  1997년 소득과 2000년 소득의 차액비중임.

집단별 차이의 특징을 살펴보면, 먼저 소득이 상승한 가구의 소득유형별 변화의 특성을 보면 소득 상승분의 66%가 근로소득의 증가에 기인한 것으로 나타나고 있으며, 18.1%는 기타소득의 증가로 이루어진 것이다. 또한 가구주의 연령이 주로 30대 후반-40대 초반인 점과 기타소득의 증가를 감안하면, 이들 가구소득증가는 근로소득의 증가와 더불어 퇴직금 등의 증가에서 그 원인을 찾을 수 있을 것이다.

) 2000년 당시 퇴직금 중간정산제가 광범위하게 실시되어 퇴직금 항목이 대폭 상승할 수 있다. 또한 벤처열기 속에 주식 등의 차익/배당 증가도 주요한 원인중의 하나일 것으로 예상할 수는 있지만 자료상의 한계로 직접적인 증거는 포착하기 힘들다(유경준, 2001).

한편 1997년 외환위기이후에 소득하락을 경험한 가구는 하락된 소득 중 근로소득이 차지하는 비율은 84.7%으로 압도적이다. 기타소득이 차지하는 비중이 상대적으로 다른 집단에 비해 낮은 7.0%를 차지하는데, 이는 외환위기직후인 1998년에 구조조정의 일환 등으로 받는 퇴직금의 소득이 2000년에는 다소 감소함에 따라 나타난 현상으로 추측할 수 있다(유경준, 2001).

엄밀한 측정은 하지 않더라도 직관적으로 볼 때 외환위기 이후가 외환위기 이전보다 가구소득의 분위간 이동이 많았을 것이라 예측할 수 있다. 이는 외환위기를 통하여 우리나라 경제의 구조적인 변화가 있었다면 각 가구가 이에 대응하는 과정에서 구조적인 변화가 상대적으로 미약했던 외환위기이전보다는 소득분위 이동이 컸을 것으로 짐작되기 때문이다.

이상의 연구결과는 이러한 예측를 크게 벗어나지 않으며, 특히『노동패널』에 나타난 2000년 소득이 1997년보다 높은 가구는 극히 일부에 해당된다는 점을 고려할 때, 외환위기이후에 분배구조가 악화된 것은 소득분위의 하락을 경험한 가구의 소득 하락폭이 외환위기이후 상대적으로 더 크다는 것에 그 원인을 찾을 수 있을 것이다(유경준, 2001; 이정우·이성림, 2001).

) 앞서 각주에서 업급한 선택편기의 정도와 방향은 불확실할 수 있다. 즉, 장기실업자의 경우 실업기간이 상승이동에 중요한 장애요소이므로 소득 이동성을 과대평가할 수 있으나 반면 □일정한□ 표본의 경우 안정적인 양상을 보여 표본집단을 과대대표하여 소득 이동을 과소평가할 수도 있다. 이러한 제약을 염두에 두고 분석결과를 해석할 필요가 있다.

Ⅳ. 결 론

IMF 위기를 겪은지 5년이 지난 시점에서 우리는 그간의 소득분배가 어떠한 방향으로 진행되어 왔는가 되짚어 보는 것은, 앞으로의 지속적인 경제발전을 이루기 위해 반드시 필요한 연구이다. 경제위기 극복과정에서 시행된 정부의 정책에 대한 성과와 시행착오를 점검해 보는 작업 또한 중요하다.  경제위기를 겪으면서 가장 큰 피해자는 바로 저소득·중산층이었다.

정부에서는 경제 위기 이후 □생산적 복지□의 이념을 강조하면서 근로연계(Workfare)의 강화, 노동유연성 증대, 공공근로 확대 등과 같은 노동시장정책을 펼쳐오고 있다.  그러나 충분히 준비되지 못한 상태에서 시행되었기에 많은 부작용과 시행착오를 범하고 있으며, 저소득층의 경제적 어려움은 다소 회복은 되었으나 경제위기 5년이 지난 다음에도 여전히 지속되고 있다. 본 연구는 이러한 경제위기 이후의 소득분배 악화의 추이와 원인 등을 분석하였으며 그 결과는 다음과 같다.

첫째, IMF 위기 이후의 불평등과 빈곤의 정도가 기존에 논의되던 것보다 훨씬 높았다.  지니계수의 경우 경제 위기 전후로 보통 0.28∼0.32 의 값을 보인 반면, 본 연구에서는 지니계수가 0.38∼0.41로 더 컸으며,  10분위 분배율 또한  0.30∼0.33 으로 나타나 하위 40%의 소득 몫이 상위 20% 소득 몫의 1/3에 불과하였다. 물론 설문조사 자체의 한계로 인한 자료의 제약을 인정한다 하더라도 소득 불평등이 기존에 제시된 연구들 보다 더 불평등도가 크며, 소득분배가 1999년에 일시적으로 완화되었으나 2000년에 다시 증가하는 등 뚜렷한 개선이 보이지 않고 있다(김진욱, 2002).

둘째, 이러한 불평등의 변화에는 최상위계층의 자산소득(부동산소득, 금융소득)과 기타소득이 불평등의 심화에 큰 기여를 하였다. 최상위 계층의 경우 경제위기 속에서도 소득은 오히려 증가하였으며 금융소득과 부동산소득, 기타소득의 지니계수는 0.6 이상으로 전체소득(환산소득) 지니계수의 두배가 넘는다.

자산소득은 경제 위기 이전부터 내재해온 고질적인 문제로 경제위기를 겪으면서 불평등과 빈부간의 양극화를 더 심화시켰으며, 기타소득은 경제위기 전후의 명예퇴직이나 일시적인 소득이 중·상위계층에 발생하여 불평등을 증가시켜 소득분배 악화에 기여한 것으로 볼 수 있다.

셋째, 최상위 계층의 자산 불평등으로 인한 빈부격차와 함께 하위계층의 근로소득 감소로 인한 소득격차가 증가하고 있다.  이러한 소득분배의 양극화로 중산층이 얇아지고 있으며 상위계층으로의 진입보다는 하위계층으로 떨어질 위험이 증가하고 있다. 다행인 것은 2000년 이후 다시 중산층의 규모가 확대되고 있다는 점이다.

넷째, 가구소득 회귀분석 결과 경제위기의 과정을 겪으면서, 가구주가 여성인 경우, 노동시장에 막 진입한 30세 미만의 가구, 고졸이하의 학력소유자, 생산직 및 건설업 종사자, 50명 미만의 영세기업에 속한 가구주의 소득감소가 상대적으로 더 커졌으며, 향후 경제위기의 극복과정에서 이러한 사회적 취약계층에 대한 정책적인 고려가 지속적으로 필요할 것이다.

다섯째, 소득 이동성의 경우, 분위소득변화표(transition matrix, 변이행렬)를 이용하여 계산된 IR은 1997년에서 2000년 사이는 0.213이며, 동 기간 동안에 분위소득변화가 없는 가구는 전가구의 21.3%로 조사되었다. 분위별로 보면 상대적으로 양극단의 분위로 갈수록 소득분위의 변화가 적고 중간 분위에서 많은 분위의 이동이 있었다.

한편, 소득분위가 상승한 가구비율은 전체의 37.6%, 하향한 가구는 41.1%로, 소득분위가 하락한 가구의 비율이 상승한 가구보다 약 3.5%p 높게 나타나고 있다. 다만 50대 연령의 경우와 고졸 학력의 가구주 세대가 미미하나 하락보다 상승한 가구의 비중이 높게 나타났다. 성별로 보면 여성이 남성에 비해 상대적으로 보다 낮은 분위(1-3분위)에서 일관된 지위를 가지면서 더 높은 이동성을 보였다. 반면 남성의 경우 최상위 분위와 최하위 분위는 상대적으로 일관된 지위를 보였는데, 특히 낮은 소득분위에 위치한 다수의 가구주들이 동일한 위치에 있는 것으로 조사되었다. 이러한 현상은 이른바 □저소득함정□(low-earning trap)의 가능성을 생각할 수 있다.

이에 대한 정책적 시사점들은 다음과 같다. 첫째, 불평등증가에 큰 기여를 하고 있는 부동산과 금융소득 등의 자산소득의 집중을 줄여야 한다. 우선, 자산소득에 대한 철저한 조사와 이를 바탕으로 한 공평한 과세가 있어야 한다. 현재 한국에서는 금융실명제가 유보된 상태며, 경기침체를 우려하여 부동산과 관련된 개혁들이 지연되고 있다. 실제로 소득의 불평등보다 자산의 불평등이 훨씬 더 크다는 것은 주지의 사실이다. 따라서 소득분배의 개선을 위한 첫 번째 노력은 불평등한 자산, 특히 부동산과 금융 자산에 대한 엄격한 과세부과와 실명제를 통한 투명성 확보, 탈세방지, 지대조세제의 순차적 도입과 같은 제도적인 노력이 필요하다.

둘째, 지속적인 일자리 창출이다. 본 연구에 사용한 자료의 경우 무직자나 실직자 가구의 소득이 포함되지 않아 소득분배의 악화 정도를 과소평가할 수 있다는 점과 저소득층의 근로소득 감소가 분배구조를 악화시키는 요인으로 판단된다는 점을 고려할 때, 향후 분배구조의 개선을 위해서는 무엇보다도 고용의 증가를 위한 노력이 선행되어야 할 것이다. 선진국의 경우, 노동시장 구조조정을 통한 실업의 감소와 소득분배의 악화는 정의 상관관계를 가지며, 고용의 증가와 소득분배의 악화도 다소 약하지만 정의 상관관계를 가지는 것으로 알려져 있다(OECD, 1996; 유경준, 1999).

그러나 노동시장의 구조조정은 전반적인 소득분배의 악화를 가져올 가능성에도 불구하고, 일자리를 가짐으로써 불평등도를 개선하는 고용효과(employment effect)와 임금격차가 확대됨으로써 불평등도를 악화시키는 임금효과(income effect)의 상대적인 관계에 따라 소득분배의 방향은 달라질 수 있다.

) OECD(1996)의 연구결과를 인용한 유경준(1999)에 의하면, 정규직(full-time workers)을 대상으로 소득 불평등도를 측정할 경우, 미국은 유럽국가보다 높은 불평등도를 보이고 있으나, 구매력지수(purchasing power parity)를 고려할 경우 미국 빈곤층의 평균소득은 네덜란드를 제외한 유럽국가보다 높음을 보여주고 있다. 또한 생산가능인구(working age population)의 불평등도는 미국이 유럽국가보다 낮은 것으로 나타나, 불평등도에 있어 고용효과가 임금효과를 상회하는 것으로 나타났다.

따라서 향후 분배구조의 개선을 위해서는 지속적인 경제성장을 통해 고용흡수력을 배양함과 동시에 시혜적인 복지대책보다는 근로의욕을 고취할 수 있는 여러 가지 제도들이 도입되어야 할 것이다.

) 고용창출에 관한 구체적인 방법론은 유경준(2000)에서 다루고 있다.

셋째, 확대되고 있는 취약계층들을 보호하기 위해 정부는 보다 튼튼한 사회안전망을 구축하여 실직과 기타 어려운 충격을 이겨낼 수 있게 도와야 한다. 비록 4대 사회보험이 완비되었다고는 하나 재정적인 불안정성, 운용의 미숙, 까다로운 제한들로 인하여 정말 혜택을 받아야 할 사람들이 소외되지 않도록 법적·행정적인 유연함과 함께 다시 노동시장으로 돌아갈 수 있도록 도움을 주어야 할 것이다.

또한 임금의 저하로 어려움을 겪는 가정에 대해서는 현재의 소득공제제도보다 미국의 EITC(Earned Income Tax Credit)의 도입이 필요하다. 이 EITC는 일종의 負의 소득세 성격을 가지고 있으며, 저소득층일 경우 일을 하면 할수록 혜택이 돌아가므로 노동에 대한 인센티브를 유지하면서 저소득층의 소득을 보전할 수 있다.  따라서 한국 상황에 적절하게 수정하여 한국형 EITC를 도입하여 저임금으로 일하고 있는 취약계층의 노동에 대한 자극을 주어야 할 것이다(김형기, 2000).

) 최근 생산적 복지의 강조와 함께 복지수혜자들의 노동의욕 감소를 줄이기 위한 소득 공제제도의 논의가 증가하고 있으며, 특히 미국의 EITC제도(since 1975년)에 대한 논의가 활발하다. 미국의 EITC는 부(-)의 소득세율이라는 점에서 NIT(negative income tax)와 유사하나, 일정수준 이하의 모든 가구에 대해 급여가 제공되는 NIT와는 달리 근로소득에 대해서만 급여가 제공되며, 일정한 자격조건(자산소득, 아동과의 관계 등)을 필요로 한다(최현수, 2001). Liebman(1997)은 EITC수혜액의 대부분이 저임금 빈곤가구에 주어졌으며, Dickert et al.(1995)에 따르면 이 제도가 편부모 가구의 노동력 참가를 3.3%p 증가시켰음을 보였으며, 숙련형성에 대한 효과는 없는 것으로 나타났다(Cossa et al, 1999). 이에 대한 자세한 내용은 김형기(2000), 유태균(2000)을 참고하기 바란다.

또한 사회보험의 확대를 통해 차상위계층의 절대빈곤 유입을 막아야 하며, 정부의 이전소득을 ..확대하여 만성빈곤에 처한 계층들에 대하여 더 높은 보장을 제공해야 할 것이다.  아울러 현재의 사회보험과 공공부조, 사회복지 서비스간의 연계성을 높이며, 많은 정책과제들간의 우선순위를 정하여 그 우선순위에 따라 사회정책들을 시행해야 할 것이며, 이를 통해 중복과 낭비를 최소화시켜야 할 것이다(황덕순, 2000).

넷째, 이와 관련해서 현재의 국민기초생활보장제도(이하 기초법) 중심의 공공부조정책의 변화가 필요하다. 현재 기초법의 수혜정도가 3%에 불과하며, 부정수급을 막기 위해 너무 많은 법적 제한들로 인해 도움이 꼭 필요한 가구가 배제되는 경우가 증가하고 있으며, 그러한 제약 속에서도 금융기관이나 국세청, 등기소(토지, 건물)와의 연계부족 및 전산망 공유의 부족으로 억대 부정수급자가 328명으로 드러났으며(중앙일보, 2001. 8. 27), 보충보장제도로 인한 근로의욕감퇴(한계 세율이 100%임) 등 많은 문제점들이 나타나고 있다.

물론 제도 초기의 정착과정에서 생기는 난점으로 볼 수 도 있겠지만, 보다 근본적으로 제도의 수정이 필요하다. 우선 항구적인 빈곤층과 일시적인 빈곤층에 대하여 차별적인 복지를 제공해야 한다. 즉 근로가 어려운 장애인, 노인가구에 대해서는 현재 보다 더 확대해야 하며, 편모가구의 경우 육아와 가사를 병행할 수 있도록 제도적 보완책이 필요하다. 반면, 근로가능자에 대해서는 일을 억지로 하게 하는 것이 아니라 스스로 일을 하는게끔 하는 유인을 제공하는 방향으로 제도를 정비해야 할 것이다(류정순·이상우, 2002).

또한 차상위계층이 빈곤층 진입을 방지하기 위하여 소득에 따른 복지수혜의 점진적인 축소가 필요하며, 또한 식품권이나 교육, 의료에 대한 현물급여의 추가적인 확대가 있어야 한다.  더불어 정부는 이러한 형평성을 높이기 위한 정책의 추진과 함께 취약계층에 대한 안전망의 확대, 사회적 약자에 대한 인센티브 부과, 계층간 성별간 지역간 학력간 격차축소를 위한 다양한 노력을 기울여야 할 것이다.

본 연구의 한계는 다음과 같다. 첫째, 소득 이동 등 패널자료 분석을 통한 장기 시계열추이를 발견하기에는 상대적으로 패널구축 기간이 짧고, 위기 이전시기와 직접적인 비교가 불가능하다는 점, 둘째, 근로소득을 제외한 나머지 소득항목에 대한 성실응답을 기대하기 어렵기 때문에 이것이 불평등의 추계를 왜곡시킬 수 있다는 점, 셋째, 소득 이동의 경우 소득 이동의 양적인 측정과 방향성에 대한 규범적인 판단에 관한 분석이 결여된 점 등은 향후의 과제로 미룬다.

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빈곤율 측정방법에 대한 새로운 접근  ;

노인가구의 필요소득 감소를 고려한 빈곤선 설정.*

* 본 논문은 성균관대학교 BK21 경제교육연구단의 연구지원으로 이루어 졌음.

전 승 훈**

** 성균관대학교 경제학과 박사과정, BK21 경제교육연구단 연구조교

외환위기 이후 소득분배구조가 악화되고 빈곤율이 증가하면서 빈곤에 대한 대책이 중요한 과제로 부각되었다. 빈곤대책을 수립하기 위해 가장 기초가 되는 것은 빈곤실태를 정확히 파악하는 것이다. 그런데 기존 연구에서 빈곤실태를 나타낼 때 가장 빈번히 사용하는 빈곤율의 경우 빈곤선 설정 시 노인가구의 필요소득 수준 감소를 반영하지 못하는 문제점을 갖고 있었다. 이에 따라 이전과 비슷한 생활수준을 유지하고 있음에도 불구하고 소득감소로 인해 빈곤층에 부당하게 편입되는 노인가구가 생기는 등 문제가 있었다.  이에 본 연구에서는 노인가구의 필요소득 수준 감소를 고려하여 노인가구와 비노인가구를 구분하여 빈곤선을 설정한 후 빈곤율을 측정해 보았다. 그 결과 기존 방식을 사용한 경우 비노인가구의 빈곤율은 연도별로 볼 때 많게는 2.84% 적게는 0.09% 더 낮게 추정되었으며, 노인가구의 빈곤율은 많게는 27.96%, 적게는 14.54% 더 높게 추정되었고, 전체 가구의 빈곤율은 많게는 4.08%, 적게는 0.61% 더 높게 추정되었음을 확인할 수 있었다. 즉 기존 연구에서 사용한 방법을 사용하여 빈곤실태를 파악하는 경우 빈곤문제 특히 노인가구의 빈곤문제를 실제보다 크게 부풀리는 경향이 발생할 수 있어 주의할 필요가 있음을 확인할 수 있었다.

I. 서론

1990년대 들어 감소추세를 보였던 빈곤율은(이정우·황성현; 1998) 외환위기 이후 급격히 증가하였다. 외환위기 이후 경기침체와 구조조정의 여파가 상대적으로 저소득층에 더욱 큰 영향을 미치면서 소득분배구조의 악화가 빈곤의 증가로 이어졌기 때문이다.(정건화·남기곤; 2000, 이정우·이성림; 2001). 더구나 외환위기 이후 경제가 빠른 속도로 회복되었음에도 불구하고 빈곤율은 감소하지 않고 있어 빈곤에 대한 적절한 대책마련이 필요한 시점이다.

Feldstein(1999)은 저소득층의 소득이 줄지 않고 고소득층의 소득이 증가하여 발생하는 소득불균형은 그리 큰 문제가 아니라고 지적한다. 즉, 소득불균형 자체가 문제라기보다는 소득불균형이 심화되는 과정에서 저소득층의 소득감소로 인해 발생하는 빈곤이 커다란 사회적 문제라는 주장이다.

빈곤문제에 대한 대책을 수립하는데 있어 가장 기본이 되는 것은 빈곤실태를 정확히 파악하는 것이다. 빈곤실태를 파악할 때 가장 빈번히 사용되는 지표는 전체 가구 중 빈곤가구의 비중을 의미하는 빈곤율이다.

외환위기 이후 빈곤층이 급속히 증가하면서 많은 연구들이 빈곤율을 중심으로 빈곤실태를 보고하고 있다. 김진용 ·박찬용(2000)은 도시가계연보를 이용하여 노동자 가구와 비노동자 가구를 포함한 전체 가구의 빈곤규모가 1997년 9.52%에서 1998년에는 15.30%, 1999년에는 16.33%로 증가하였다는 결과를 보고하였고, 이혜경·김진욱(2001)은 대우패널 자료를 이용하여 외환위기 이후 한국의 빈곤인구가 전체 인구의 19.7%라는 분석결과를 발표하였다. 금재호·김승택(2001)은「한국노동패널」조사 1∼3차 년도 자료를 이용하여 OECD가 정의한 상대적 빈곤율을 추정한 결과  매년 20% 정도의 가구들이 빈곤상태에 놓여 있다고 보고하였다. 그리고 안종범·김철희·전승훈(2002) 역시 「한국노동패널」조사 1-3차년도 자료를 이용하여 OECD가 정의한 상대적 빈곤율을 구하였는데, 이들 연구에서는 연도별로 18% 정도의 가구가 빈곤가구에 포함되어 있는 것으로 나타났다. 이들 외에도 많은 연구들이 진행되었는데, 대체적으로 OECD의 상대적 빈곤율을 기준으로 볼 때 외한위기 이후 18-20%가량의 가구가 빈곤가구인 것으로 나타나고 있다.

그런데 기존 연구에서 제시되고 있는 빈곤율은 노인가구의 필요소득수준이 비노인가구의 필요소득 수준보다 낮다는 점을 고려하지 않아 실제와는 다르게 추정되었을 가능성이 높다. 구체적으로는 노인가구의 경우 실제로는 빈곤가구가 아님에도 불구하고 빈곤가구로 포함되어 과대 추정될 가능성이 있으며, 비노인가구의 경우 실제로는 빈곤가구임에도 불구하고 빈곤가구로 포함되지 않아 과소추정될 가능성이 존재한다.

한 예로 가구의 상대적 빈곤선이 40만 원이고, 노인가구의 적정 소득대체율이 60%인 경우를 생각해 보자. A 가구의 소득이 가구주 연령이 59세일 때 50만원 이다가 60세가 되어 은퇴를 하면서 30만 원으로 감소할 경우, 적정 소득대체율을 고려할 때 A 가구의 생활수준은 가구주 은퇴 후에도 변하지 않았다고 볼 수 있다. 그런데 상대적 빈곤선이 40만원이기 때문에 59세일 때에는 빈곤층이 아니지만, 그 다음해에는 빈곤층으로 분류가 된다. 즉 생활수준은 변화하지 않음에도 불구하고 한 해는 비빈곤층으로 한해는 빈곤층으로 분류가 되는 것이다. 이러한 문제는 노인가구의 필요소득수준이 비노인가구의 필요소득수준보다 낮다는 점을 고려하지 않고, 빈곤선을 획일적으로 적용하기 때문에 발생하는 것이다.

적정 소득대체율은 은퇴이전과 비슷한 생활수준을 유지하는데 필요한 은퇴 후 적정 소득수준을 나타내는 개념이다. 일반적으로 은퇴 후에는 은퇴전과 비교 할 때 적은 소득수준으로 비슷한 생활수준을 유지할 수 있다. 은퇴 전에는 은퇴 후를 대비하여 저축을 하지만, 은퇴 후에는 저축이 줄어들며, 연령 증가에 따라 부양가구원 수의 감소, 교통 통신비의 감소 등으로 인해 소비수준도 일정정도 감소하기 때문이다.

한편 기존 연구에서처럼 전체 가구를 대상으로 빈곤율을 측정할 경우 상대적으로 소득수준이 떨어지는 노인가구가 포함되면서 비노인가구의 상대적 빈곤선이 실제보다 낮게 추정되어 비노인가구의 빈곤율은 과소 추정될 가능성이 크다.

따라서 기존 연구에서처럼 전체 가구를 대상으로 빈곤선을 설정해서는, 비노인 가구와 노인가구를 구분하여 빈곤선을 설정하고 빈곤실태를 파악할 필요가 있다. 이에 본 연구에서는 비노인 가구와 노인가구를 구분하여 빈곤선을 설정하고 빈곤실태를 파악할 것이다. 또한 기존 연구에서와 같이 전체 가구를 대상으로 빈곤율을 추정하는 경우와 비교하여 기존 연구에서의 빈곤율 추정이 어느 정도 오차를 가지고 있는지를 살펴볼 것이다.

II. 기존 연구 방식을 이용한 빈곤율 추정.

1. 분석자료

본 연구에서 분석을 위해 사용한 자료는 「한국노동패널」조사 (KLIPS)의 1-4차년도 자료이다. 이들 가구 중 소득이 정확히 파악되지 않은 가구(소득항목이 0 혹은 모름/무응답으로 응답한 가구)를 제외한 결과 1998년 4,581가구, 1999년 3906가구, 2000년 3,734가구, 그리고 2001년 3,675가구가 분석대상에 포함되었다. 이들 가구의 특성은 <부표 1>에 소개되어 있다.

2. 빈곤의 정의 및 빈곤선

본 논문에서 사용된 빈곤의 개념은 중위소득의 1/2 이하를 빈곤으로 정의하는 유사상대 빈곤이다. 이유는 유사상대빈곤 개념은 절대적 빈곤의 개념과 상대적 빈곤의 개념이 일정정도 통합되어 있기 때문이다. 유사상대빈곤의 개념에는 □평균적인 생활수준을 유지하기 위해 필요한 기본적인 필요의 충족□이라는 개념이 포함되어 상대성과 함께 기본필요 충족이라는 개념이 동시에 포함되어 있다. 또한 중위소득의 1/2 이하를 빈곤으로 정의할 경우 최근 이루어진 많은 연구들과 비교가 가능하다는 이점을 가질 수 있다.

빈곤의 개념에 대한 논의는 주로 빈곤의 절대성과 상대성을 중심으로 진행되어 왔으며, Rowntree(1901)는 절대적 빈곤에 대한 개념을, Veit-Wilson(1986)은 절대적 빈곤개념의 상대적 측면을 강조하였다. 빈곤을 측정하는 방법으로는 Ghez & Becker(1975),  Orchansky(1960) 등이 소비수준을 빈곤측정 기준으로 주장했다. 소득기준 측정방법 중 순수상대빈곤 개념에 입각한 방법은 소득 분배상의 하위 일정비율을 빈곤으로 정의하는데 대표적으로 소득분배 상 하위 10%를 빈곤으로 정의하는 Miller & Roby(1971), 20%를 빈곤으로 정의하는 Blinder(1980), 40%를 빈곤으로 정의하는 Chenery(1974) 등이 있다. 유사상대빈곤 개념에 입각한 방법은 평균소득 혹은 중위소득을 이용하여 지표의 특정 비율 이하를 빈곤선으로 정의하며, 이 개념에 입각하여 Townsend는 평균소득의 80% 이하를, Fuchs(1978)는 중위소득의 1/2 이하를, World Bank는 평균소득의 1/3 이하를 빈곤층이라고 각각 정의하였다.

금재호·김승택(2001), 안종범 외(2002), 정진호 외(2002)등의 연구가 있다

이러한 빈곤에 대한 정의를 기초로 하여 본 연구에서는 빈곤을 가구단위로 발생하는 사회현상으로 보고, 빈곤가구의 판단기준으로 전체 가구소득을 사용하였다. 가구의 전체 소득을 파악할 때 주의해야 할 점은 가구원 수가 고려되지 않고 있다는 것이다. 가구원수가 적을 경우, 가구원 1인당 소득은 높음에도 불구하고 소득이 있는 가구원수가 적음으로 인해 가구소득이 낮게 나타날 수 있다. 이런 현상은 특히 20대 가구주 가구에 나타날 가능성이 높으며, 이에 따라 빈곤층에 20대 가구주 가구가 부당하게 편입될 가능성이 높다. 우리는 이러한 문제점을 해결하기 위해 OECD(1994)가 제시한 가구균등화지수(equivalence scale) 즉, 가구원수의 제곱근[eqn: (root{n})]을 가중치로 부여하였다. 또한 연도별 비교를 용이하게 하기 위해 소비자물가지수를 이용하여 2000년도 기준으로 전환하였다.

가구균등화지수는 흔히 서로 다른 가구규모 및 가구구성원을 가진 가구원들 사이의 생활수준을 비교하기 위한 기술적 지수를 의미한다.

<표 1>은 연도별 가구 평균 소득과 중위소득, 그리고 빈곤선을 보여주고 있다. 가구 평균소득은 1998년 87.37만 원에서 2001년에는 95.53만 원으로 증가하였다. 이에 따라 빈곤선 역시 1998년에는 36.46만 원, 1999년에는 37.72만 원, 2000년에는 38.93만 원, 그리고 2001년에는 40.03만 원으로 증가하였다.

<표 > 가구균등화지수와 소비자물가지수를 반영한 소득 분포

(단위: 만원, 명)

구 분	1998	1999	2000	2001
가구 평균소득	87.37	89.96	93.95	95.53
중간값(median)	72.91	75.43	77.86	80.05
빈곤선	36.46	37.72	38.93	40.03

<표 2>는 위에서 구한 빈곤율을 이용하여 전체 빈곤율을 구한 것이다. 1998년 가구소득수준이 빈곤선 아래인 빈곤가구의 수는 881가구로 빈곤율은 19.23%로 추정되었다. 그리고 1999년의 경우에는 빈곤가구 687가구에 빈곤율은 17.59%, 2000년의 경우 빈곤가구 580가구에 빈곤율은 15.53%,  2001년의 경우 빈곤가구 651가구에 빈곤율은 17.71%로 각각 추정되었다. 1998년 이후 점차 줄어들던 빈곤율은 2001년 다시 상승하는 모습을 보이고 있음을 확인할 수 있다.

<표 > 연도별 빈곤율(전체가구)

구 분	1998	1999	2000	2001
전체 가구 수	4581	3906	3734	3675
빈곤 가구 수	881	687	580	651
빈곤율	19.23	17.59	15.53	17.71

본 논문에서 사용하는 노인가구의 필요소득 감소를 고려한 빈곤율 추정치와 비교를 위해 <표 2>의 빈곤가구를  가구주 연령 60세 이상 노인가구와 가구주 연령 60세 미만 비노인가구로 구분하였다. <표 3>은 이들 비노인 빈곤가구수가 전체 비노인가구에서 차지하는 비중, 즉 비노인가구의 빈곤율을 보여주고 있다. 1998년의 경우 비노인가구의 빈곤율은 13.18%, 1999년은 13.34%, 2000년은 10.67%, 2001년은 13.16%로 각각 측정되었다.

<표 > 비노인가구의 연도별 빈곤율(기존 방법)

구 분	1998	1999	2000	2001
전체 가구 수	3787	3322	3101	3001
빈곤 가구 수	499	443	331	395
빈곤율	13.18	13.34	10.67	13.16

<표 4> 노인가구의 빈곤율이다. 1998년의 경우 노인가구의 빈곤율은 48.11%이며, 1999년은 41.85%, 2000년은 39.34%, 2001년은 37.98%로 각각 측정되었다.

<표 > 노인가구의 연도별 빈곤율(기존 방법)

구 분	1998	1999	2000	2001
전체 가구 수	794	583	633	674
빈곤 가구 수	382	244	249	256
빈곤율	48.11	41.85	39.34	37.98

III. 노인가구의 필요소득수준 감소를 고려한 빈곤율 측정

앞서 언급하였듯이 기존 연구의 방법처럼 전체 가구 중위소득의 1/2을 빈곤선으로 설정하는 방법은 노인가구의 필요소득 수준이 비노인가구의 필요소득수준보다 낮다는 점을 고려하지 않고 있다. 따라서 노인가구의 빈곤율을 과대 추정하고, 비 노인가구의 빈곤율을 과소추정할 가능성이 있다. 본 장에서는 노인가구와 비노인가구를 구분하여 각각의 중위소득의 1/2을 빈곤선으로 설정한 후 노인가구와 비노인가구의 빈곤율을 각각 추정한 후 III장의 결과와 비교할 것이다.

1. 비노인가구의 빈곤율 추정.

비노인가구의 빈곤율을 추정하기 위해 가구주 연령 60세 미만 가구를 비노인가구로 정의하였다. 비노인 가구의 특성은 <부표 5>에 소개되어 있다. <표 5>는 노인가구의 소득분포와 빈곤선을 보여주고 있다. 노인가구의 가구 평균소득은 1998년 93.34만 원, 1999년 94.29만원, 2000년 93.73만 원, 그리고 2001년에는 100.70만 원으로 III장에서 소개한 전체 가구의 평균소득보다 약 5만 원 가량 높은 수준이다. 비노인가구의 빈곤선은 1998년은 38.69만원, 1999년은 38.35만원, 2000년에는 41.25만 원, 그리고 2001년에는 42.03만 원으로 추정되었다. 이 역시 전체 가구를 대상으로 한 빈곤선 보다 약간 높은 수준이다.

<표 > 비노인가구의 소득분포와 빈곤선

(단위: 만원, 명)

구 분	1998	1999	2000	2001
가구 평균소득	93.34	94.29	98.73	100.70
중간값(median)	77.38	76.69	82.50	84.05
빈곤선	38.69	38.35	41.25	42.03

<표  6>은 비노인가구의 빈곤선을 이용하여 비노인가구의 빈곤율을 구한 것이다. 1998년의 경우 전체 3787가구 중 소득수준이 빈곤선 아래인 빈곤가구의 수는 534가구로 빈곤율은 14.10%였다. 그리고 1999년의 경우에는 총 3322가구 중 빈곤가구가 446 가구로 빈곤율은 13.43%, 2000년의 경우 총 3103가구 중 빈곤가구 419가구로 빈곤율은 13.51%, 2001년의 경우 총 3001가구 중 빈곤가구 443 가구로 빈곤율은 14.76%로 각각 추정되었다. 전체 가구를 대상으로 했을 때 1998년부터 2000년까지 빈곤율이 하락하는 모습을 보였지만, 비노인가구를 대상으로 보았을 때에는  빈곤율의 변화를 거의 발견할 수 없었다.

<표 > 비노인가구의 연도별 빈곤율

구 분	1998	1999	2000	2001
전체 가구 수	3787	3322	3101	3001
빈곤 가구 수	534	446	419	443
빈곤율	14.10	13.43	13.51	14.76

2. 노인가구의 빈곤율 추정.

노인가구의 빈곤율 추정을 위해 본 연구에서는 가구주 연령이 60세 이상인 가구를 노인가구로 정의하였다. 노인 가구의 특성은 <부표 7>에 소개되어 있다. <표 7>은 노인가구의 소득분포와 빈곤선을 보여주고 있다. 노인가구의 가구 평균소득은 1998년 58.88만 원, 1999년 65.30만원, 2000년 70.60만 원, 그리고 2001년에는 72.53만 원이다. 노인가구의 평균소득을 비노인가구의 평균소득과 비교해 보면 1998년의 경우 비노인가구 평균소득의 63.08%, 1999년은 69.26%, 2000년은 71.51%, 그리고 2001년은 72.03% 수준이다. 빈곤선을 보면 1998년에는 20.43만 원, 1999년에는 23.86만 원, 2000년에는 24.76만 원, 그리고 2001년에는 26.06만 원이다. 이를 비노인가구 빈곤선과 비교해 보면 1998년에는 52.80%, 1999년에는 62.22%, 2000년에는 60.02%, 그리고 2001년에는 62.00% 수준이다. 은퇴가구 혹은 노인가구의 적정 소득대체율을 연구한 기존 연구들에서 적정 소득대체율을 50-75% 수준으로 보고 있다. 따라서 노인가구의 빈곤선이 비노인가구 빈곤선의 약 60%라는 것은 노인가구 빈곤선이 노인가구의 필요소득 수준 감소를 적절히 반영하고 있다고 볼 수 있다.

공사연금제도개선실무위원회(2000), 원종욱(2000), 이선형(2000), 석재은 외(2002) 등의 연구가 있다.

<표 >  노인가구의 소득분포와 빈곤선

(단위: 만원, 명)

구 분	1998	1999	2000	2001
가구 평균소득	58.88	65.30	70.60	72.53
중간값(median)	40.86	47.72	49.51	52.11
빈곤선	20.43	23.86	24.76	26.06

<표 8>은 노인가구의 빈곤선을 이용한 노인가구의 빈곤율이다. 1998년의 경우 전체 노인가구 794가구 중 160가구가 빈곤가구로 빈곤율은 20.15%였다. 1999년의 경우 584가구 중 빈곤가구는 132가구로 빈곤율은 22.60%였고, 2000년에는 633가구 중 138가구가 빈곤가구로 빈곤율은 21.80%, 그리고 2001년의 경우 총 674 가구 중 빈곤가구의 수는 158가구로 빈곤율은 23.44%였다.

노인가구의 빈곤율은 비노인가구에 비해 6-9% 정도 높은 빈곤율을 보였다. III장에서 1998년부터 2000년까지는 빈곤율이 하락하는 것으로 나타났지만, 그 기간 동안에도 노인가구의 빈곤율은 전혀 개선되지 않은 것으로 나타났다. 또한 2001년 들어 빈곤율이 크게 상승하는 모습을 보이고 있는데, 이는  III장에서 확인한 2001년도 빈곤율 상승이 노인가구의 빈곤율 상승에 기인한 것이라는 점을 보여주고 있다.

<표 > 노인가구의 연도별 빈곤율

구 분	1998	1999	2000	2001
전체 가구 수	794	584	633	674
빈곤 가구 수	160	132	138	158
빈곤율	20.15	22.60	21.80	23.44

3. 전체 가구의 빈곤율.

비노인 빈곤가구수와 노인 빈곤가구수를 합하여 전체 가구의 빈곤율을 측정하였다. 연도별로 보면 1998년에는 빈곤가구수 694가구, 빈곤율은 15.15%, 1999년은 빈곤가구수 578가구, 빈곤율은 14.80%, 2000년은 빈곤가구수 557가구, 빈곤율은 14.92%, 그리고 2001년은 빈곤가구 601가구에 빈곤율은 16.35%인 것으로 나타났다.

<표 > 전체 가구의 연도별 빈곤율

구 분	1998	1999	2000	2001
전체 가구 수	4581	3906	3734	3675
빈곤 가구 수	694	578	557	601
빈곤율	15.15	14.80	14.92	16.35

4. 기존 연구방식과의 비교.

본 연구에서 사용한 방법과 기존 연구에서 사용한 방법으로 전체 가구의 빈곤율과 노인가구의 빈곤율, 비노인가구의 빈곤율을 각각 비교해 보았다. 비교결과 본 연구의 방법을 사용할 경우 비노인 가구의 빈곤율은 다소 높게 측정되었다. 빈곤선 설정 시 상대적으로 소득수준이 낮은 노인가구를 제외하였기 때문에 빈곤선이 기존 방법에 비해 다소 높게 설정되었기 때문이다. 작게는 1999년 0.09% 높게 추정되었으며, 2000년의 경우에는 2.84% 높게 추정되었다.

본 연구의 방법으로 사용하였을 때 가장 크게 변화를 보이는 것은 노인가구의 빈곤율이다. 노인가구만으로 빈곤선을 설정함에 따라 빈곤선이 크게 하락하면서 작게는 2001년의 14.54%, 많게는 1998년의 27.96%나 빈곤율이 하락하였다. 이는 기존의 방법을 이용한 노인빈곤율이 상당히 과대 추정되었음을 보여주는 것이다.

한편 전체 가구의 빈곤율은 본 연구의 방법으로 측정했을 때 다소 낮아지는 것으로 나타났다. 기존방법으로 측정한 결과가 15.53%-19.23%인데 비해 본 연구의 방법으로 측정한 결과는 14.80-16.35%로 나타났다. 두 방법은 작게는 2000년의 0.61%에서 많게는 1998년의 4.08%까지 차이가 나타났다. 이는 기존 연구에서의 빈곤율 측정이 다소 과대추정되었음을 보여주는 것이라 할 수 있다.

<표 > 본 연구로 측정한 빈곤율과 기존 방법으로 측정한 빈곤율 비교.

	전체 가구 빈곤율		비노인가구 빈곤율		노인가구 빈곤율
	기존 방법	본 연구	기존 방법	본 연구	기존 방법	본연구
1998년	19.23	15.15	13.18	14.10	48.11	20.15
1999년	17.59	14.80	13.34	13.43	41.85	22.60
2000년	15.53	14.92	10.67	13.51	39.34	21.80
2001년	17.71	16.35	13.16	14.76	37.98	23.44

V. 결론.

외환위기 이후 소득분배구조가 악화되고 빈곤율이 증가하면서 빈곤에 대한 대책이 중요한 과제로 부각되었다. 빈곤대책을 수립하기 위해 가장 기초가 되는 것은 빈곤실태를 정확히 파악하는 것이다. 그런데 기존 연구에서 빈곤실태를 나타낼 때 가장 빈번히 사용하는 빈곤율의 경우 빈곤선 설정 시 노인가구의 필요소득 수준 감소를 반영하지 못하는 문제점을 갖고 있었다. 이에 따라 이전과 비슷한 생활수준을 유지하고 있음에도 불구하고 소득감소로 인해 빈곤층에 부당하게 편입되는 노인가구가 생기는 등 문제가 있었다.

이에 본 연구에서는 노인가구의 필요소득 수준 감소를 고려하여 노인가구와 비노인가구를 구분하여 빈곤선을 설정한 후 빈곤율을 측정해 보았다. 그 결과 기존 방식을 사용한 경우 비노인가구의 빈곤율은 연도별로 볼 때 많게는 2.84% 적게는 0.09% 더 낮게 추정되었으며, 노인가구의 빈곤율은 많게는 27.96%, 적게는 14.54% 더 높게 추정되었고, 전체 가구의 빈곤율은 많게는 4.08%, 적게는 0.61% 더 높게 추정되었음을 확인할 수 있었다. 즉 기존 연구에서 사용한 방법을 사용하여 빈곤실태를 파악하는 경우 빈곤문제 특히나 노인가구의 빈곤문제를 실제보다 크게 부풀리는 경향이 발생할 수 있어 주의할 필요가 있음을 확인할 수 있었다.

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<부 록>

<부표 1> 전체 가구의 특성                                                 (단위: 명, %)

구 분		1998		1999		2000		2001
총계		4581	100	3906	100	3734	3734	3675	100
가구주 평균연령		46.23		45.84		46.48		46.90
가구주 성별	남성	3923	85.64	3423	87.63	3290	88.11	3236	88.05
가구주연령	19세 이하	12	0.26	5	0.13	3	0.08	6	0.16
	20∼29세	333	7.27	240	6.14	217	5.81	226	6.15
	30∼39세	1268	27.68	1109	28.639	1013	27.13	908	24.71
	40∼49세	1281	27.96	1155	29.57	1108	29.67	1112	30.26
	50∼59세	893	19.49	813	20.81	760	20.35	749	20.38
	60세 이상	794	17.33	584	14.95	633	16.95	674	18.34
가구주학력	초졸 미만	390	8.5	103	2.64	97	2.60	88	2.40
	초졸	682	14.89	639	16.36	622	16.66	626	17.03
	중졸	668	14.58	626	16.03	611	16.36	628	17.09
	고졸	1807	39.345	1614	41.32	1541	41.27	1456	39.62
	전문대졸	220	4.80	212	5.43	204	5.46	208	5.66
	대졸 이상	814	17.77	712	18.23	659	17.65	669	18.20
가구원수	2인 이하	1063	23.20	721	18.46	795	21.29	767	20.87
	3인	878	19.17	742	19.00	761	20.38	738	20.08
	4인	1751	38.22	1569	40.17	1454	38.94	1409	38.34
	5인	644	14.06	623	15.95	535	14.33	547	14.84
	6인 이상	255	5.35	251	6.43	189	5.06	214	5.82

<부표 2> 전체 빈곤 가구의 특성                                            (단위: 명, %)

구 분		1998		1999		2000		2001
총계		881	100	687	100	580	100	651	100
가구주 평균연령		55.14		52.85		54.78		54.11
가구주성별	남성	620	70.37	528	76.86	441	76.03	472	72.50
가구주연령	19세 이하	4	0.45	2	0.29	1	0.17	1	0.15
	20∼29세	29	3.29	18	2.62	14	2.41	30	4.61
	30∼39세	127	14.42	114	16.59	81	13.97	72	11.06
	40∼49세	184	20.88	167	24.31	128	22.07	157	24.12
	50∼59세	155	17.59	142	20.67	107	18.45	135	20.74
	60세 이상	382	43.36	244	35.52	249	42.93	256	39.332
가구주학력	초졸 미만	223	25.31	57	8.30	41	7.69	46	7.07
	초졸	240	27.24	239	34.79	204	35.17	215	33.03
	중졸	147	16.69	133	19.36	122	21.03	142	21.81
	고졸	217	24.63	206	29.99	163	28.10	192	29.49
	전문대졸	15	1.70	13	1.89	15	2.59	14	2.15
	대졸 이상	39	4.43	39	5.68	35	6.03	42	6.45
가구원수	2인 이하	391	44.38	214	31.15	231	39.83	251	38.56
	3인	160	18.16	142	20.67	132	22.76	134	20.58
	4인	218	24.75	187	27.22	128	22.07	149	22.89
	5인	69	7.83	96	13.97	65	11.21	75	11.52
	6인 이상	43	4.88	48	6.99	24	4.14	42	6.45

<부표 3 > 전체 빈곤 가구 중 가구주 연령 60세 이상 가구의 특성             (단위: 명, %)

구 분		1998		1999		2000		2001
총계		382	100	244	100	249	100	256	100
가구주 평균 연령		69.39		68.15		68.47		68.28
가구주성별	남성	227	59.42	176	72.13	183	73.49	173	67.58
가구주학력	초졸 미만	187	48.95	34	13.93	33	13.25	34	13.28
	초졸	116	30.37	116	47.54	122	49.00	125	48.83
	중졸	36	9.42	43	17.62	45	18.07	52	20.31
	고졸	34	8.90	43	17.62	40	16.04	32	12.50
	전문대졸	1	0.26	1	0.41	1	0.40	0	0
	대졸 이상	8	2.09	7	2.87	8	3.21	13	5.08
가구원수	2인 이하	278	72.78	146	59.84	170	68.27	163	63.67
	3인	59	15.45	47	19.26	54	21.69	53	20.70
	4인	26	6.81	23	9.43	10	4.02	20	7.81
	5인	12	3.14	15	61.48	9	3.62	11	4.30
	6인 이상	7	1.83	13	53.28	6	2.41	9	3.52

<부표 4> 전체 빈곤 가구 중 가구주 연령 60세 미만 가구의 특성              (단위: 명, %)

구 분		1998		1999		2000		2001
총계		499	100	443	100	331	100	395	100
가구주 평균 연령		44.19		44.42		44.49		44.93
가구주성별	남성	393	78.76	352	79.46	258	77.95	299	75.70
가구주연령	19세 이하	4	0.80	2	0.45	1	0.30	1	0.25
	20∼29세	29	5.81	18	4.06	14	4.23	30	7.60
	30∼39세	127	25.45	114	25.73	81	24.47	72	18.23
	40∼49세	184	36.87	167	37.70	128	38.67	157	39.75
	50∼59세	155	31.06	142	32.05	107	32.33	135	34.18
가구주학력	초졸 미만	36	7.21	23	5.20	8	2.42	12	3.04
	초졸	124	24.85	123	27.77	82	24.77	90	22.78
	중졸	111	22.24	90	20.32	77	23.26	90	22.78
	고졸	183	36.67	163	36.80	123	37.16	160	40.51
	전문대졸	14	2.81	12	2.71	14	4.23	14	3.54
	대졸 이상	31	6.21	32	7.22	27	8.16	29	7.34
가구원수	2인 이하	113	22.65	68	15.35	61	18.43	88	22.28
	3인	101	20.24	95	21.44	78	23.57	81	20.51
	4인	192	38.48	164	37.02	118	35.65	129	32.66
	5인	57	11.42	81	18.28	56	16.92	64	16.20
	6인 이상	36	7.21	35	7.90	18	5.44	33	8.35

<부표  5> 비노인 가구의 특성                                              (단위: 명, %)

구 분		1998		1999		2000		2001
		수	비중	수	비중	수	비중	수	비중
총계		3782	100	3322	100	3101	100	3001	100
가구주 평균연령		41.80		42.22		42.39		42.48
가구주 성별	남성	3368	88.94	2972	89.46	2789	89.94	2707	90.20
가구주연령	19세 이하	12	0.32	5	0.15	3	0.10	6	0.20
	20∼29세	333	8.79	240	7.23	217	7.00	226	7.53
	30∼39세	1268	33.48	1109	33.38	1013	32.67	908	30.26
	40∼49세	1281	33.83	1155	34.77	1108	35.73	1112	37.05
	50∼59세	893	23.58	813	24.47	760	24.51	749	24.96
가구주학력	초졸 미만	110	2.90	49	1.48	41	1.32	35	1.17
	초졸	449	11.86	403	12.13	371	11.96	348	11.60
	중졸	575	15.18	520	15.65	502	16.319	500	16.66
	고졸	1692	44.48	1490	44.85	1394	44.95	1314	43.79
	전문대졸	214	5.65	207	6.23	199	63.42	206	6.86
	대졸 이상	747	19.73	653	19.66	594	19.16	598	19.93
가구원수	2인 이하	609	16.08	450	13.55	462	14.90	443	14.76
	3인	724	19.12	608	18.30	615	19.83	577	19.23
	4인	1668	44.05	1492	44.91	1381	44.53	1324	44.12
	5인	591	15.61	570	17.16	492	15.87	498	16.59
	6인 이상	195	5.15	202	6.08	151	4.87	159	5.30

<부표 6> 비노인 빈곤 가구의 특성                                          (단위: 명, %)

구 분		1998		1999		2000		2001
		수	비중	수	비중	수	비중	수	비중
총계		534	100	446	100	419	100	443	100
가구주 평균연령		44.24		44.35		44.34		44.67
가구주 성별	남성	424	79.40	354	79.37	330	78.76	337	76.07
가구주연령	19세 이하	4	7.49	2	0.45	1	0.24	1	0.23
	20∼29세	30	5.62	19	4.26	19	4.54	31	7.00
	30∼39세	132	24.72	115	25.78	100	23.87	90	20.32
	40∼49세	202	37.83	168	37.67	171	40.81	174	39.28
	50∼59세	166	31.09	142	31.84	128	30.55	147	33.18
가구주학력	초졸 미만	39	7.30	23	5.16	11	2.63	12	2.71
	초졸	134	25.09	123	27.58	97	23.15	97	21.90
	중졸	119	22.28	91	20.40	99	23.63	100	22.57
	고졸	195	36.52	165	37.00	163	38.90	184	41.54
	전문대졸	14	2.62	12	2.69	19	4.54	18	6.06
	대졸 이상	33	6.18	32	7.18	30	7.16	32	7.22
가구원수	2인 이하	113	21.16	69	15.47	69	16.47	101	22.80
	3인	105	19.66	95	21.30	96	22.91	83	18.74
	4인	199	37.27	165	37.00	168	40.10	162	36.57
	5인	78	14.61	82	18.39	63	15.04	64	14.47
	6인 이상	39	7.30	35	7.85	23	5.49	33	7.45

<부표 7> 60세 이상 노인 가구의 특성                                       (단위: 명, %)

구 분		1998		1999		2000		2001
		수	비중	수	비중	수	비중	수	비중
총계		794	100	584	100	633	100	674	100
가구주 평균연령		67.34		66.42		66.55		66.54
가구주 성별	남성	555	69.90	451	77.23	501	79.15	529	78.49
가구주학력	초졸 미만	280	35.26	54	9.25	56	8.85	53	7.86
	초졸	233	29.35	236	40.41	251	39.65	278	41.25
	중졸	93	11.71	106	18.15	109	17.22	128	18.99
	고졸	115	14.48	124	21.23	147	23.22	142	21.07
	전문대졸	6	0.76	5	8.56	5	0.79	2	0.30
	대졸 이상	67	8.44	59	10.10	65	10.27	71	10.53
가구원수	2인 이하	454	57.18	271	46.40	333	52.61	324	48.07
	3인	154	19.40	134	22.95	146	23.07	161	23.89
	4인	83	10.45	77	13.19	73	11.53	85	12.61
	5인	53	6.68	53	9.08	43	6.79	49	7.27
	6인 이상	50	6.30	49	8.39	38	6.00	55	8.16

<부표 8> 노인 가구 중 빈곤 가구의 특성                                    (단위: 명, %)

구 분		1998		1999		2000		2001
총계		160	100	132	100	138	100	158	100
가구주 평균 연령		70.16		68.25		69.38		69.02
가구주성별	남성	82	51.25	87	65.91	100	72.46	106	67.09
가구주학력	초졸 미만	90	56.25	24	18.18	22	15.94	23	14.56
	초졸	42	26.25	63	47.73	79	57.25	77	48.73
	중졸	16	10.00	23	17.42	16	11.59	31	19.62
	고졸	9	5.63	17	12.88	16	11.59	20	12.66
	전문대졸	1	0.63	1	0.76	1	0.72	0	0
	대졸 이상	2	1.25	4	3.03	4	2.90	7	4.43
가구원수	2인 이하	126	78.75	85	64.39	101	73.19	102	64.56
	3인	25	15.63	21	15.91	25	18.12	32	20.25
	4인	6	3.75	14	10.61	6	4.35	13	8.23
	5인	1	0.63	5	3.79	5	3.62	7	4.43
	6인 이상	2	1.25	7	5.30	1	0.73	4	2.53

가족·국가·공동체의 소득 안정화 효과 분석

홍 경 준*

* 성균관대학교 사회복지학과 조교수

오늘날 개인이 소득을 획득하는 주된 원천은 노동시장이지만, 가구 내에서의 재분배나 사적 이전, 공적 이전 또한 개인에게 소득을 제공하는 소득원이다. 이 연구는 개인 소득의 안정성이 가족·국가·공동체라는 소득원에 따라 어떻게 변화하는가를 분석하는 것을 목적으로 한다. 이러한 분석은 사회복지의 제공주체들이 제각기 작동시키는 사회복지의 논리와 그 결합구조를 파악하려는 시도의 하나라는 점에서 중요할 뿐 아니라, 지금까지 주로 분석되어오지 않았던 사회보장제도의 또 다른 목표, 즉 소득안정성에 초점을 맞추고 있다는 점에서 의의가 있다. 분석결과 가구 구성의 안정성은 개인이 소득의 안정성을 확보하는데 매우 중요한 역할을 수행하고 있으며, 사적 이전과 공적 이전은 가족으로부터 소득 안정성을 확보하기가 상대적으로 어려운 인구집단에게 특히 유용한 것으로 나타났다. 그러므로 소득의 안정화를 위한 공동체나 국가의 역할은 노동시장의 유연화와 가구 구성의 안정성 약화가 지속적으로 가속화되고 있는 현 시점에서 매우 크다고 할 수 있다.

I. 서론

개인 소득의 원천은 다양하다. 우선 개인은 노동시장에서 근로함으로서 소득을 획득할 수 있다. 또한 금융재산의 이자나 부동산의 임대 등에 의해 재산소득을 획득할 수도 있다. 이런 소득들은 모두 개인이 시장에서 활동함으로서 얻는 소득이므로 시장소득이라고 칭할 수 있다. 자본주의 경제체제에서 개인의 주된 소득원은 바로 이 시장이다. 그러나 개인의 소득원이 시장에 국한되는 것은 아니다. 대부분의 개인들은 가구 내에서 이루어지는 소득의 재분배를 통해 소득을 이전받는다. 이들에게 가족은 중요한 소득원이기도 하다. 또한 사회보장제도가 존재할 경우 개인은 사회보장급여를 받기도 한다. 통상적으로 이러한 소득을 공적 이전소득이라고 하는데, 사회보장제도가 발전한 사회일수록 개인의 전체 소득액 중에서 공적 이전소득이 차지하는 비중은 크다. 사회보장 급여는 국가에 의해 공여되므로 이러한 소득의 소득원은 국가라고 할 수 있다.

따라서 오늘날 개인 소득의 주된 원천은 시장과 가족, 그리고 국가이다. 하지만, 흔히 간과되는 또 다른 소득이 있는데 그것이 바로 가구 내에서 이루어지는 소득 재분배나 확대가족, 친척, 이웃 등으로부터 제공되는 사적 이전소득이다. 확대가족이나 친척, 이웃 등 자신이 속한 공동체로부터도 소득을 이전받는다. 선행연구들에 따르면, 우리나라의 경우 사적 이전소득의 규모는 공적 이전소득보다 더 크며, 소득재분배 효과 또한 상당하다. 사적 이전소득의 소득원이 확대된 가족, 친척, 이웃 등이라는 점을 감안하다면, 이러한 소득의 소득원을 □공동체□라고 불러도 큰 무리는 없을 것이다.

이 연구는 개인 소득의 안정성이 가족·국가·공동체라는 소득원에 따라 어떻게 변화하는가를 분석하는 것을 목적으로 한다. 이러한 분석은 사회복지의 제공주체들이 제각기 작동시키는 사회복지의 논리와 그 결합구조를 파악하려는 사회복지체제론(홍경준, 1999)에 기초하여 한국 사회복지체제의 특성을 규명한다는 의미를 가지기 때문에 중요하다.

각각의 제공주체들이 수행하는 역할과 관련해서 우리나라에서 주로 분석되었던 것은 빈곤의 완화와 관련된 그것들의 효과, 특히 사회보장제도의 빈곤완화효과였다. 물론, 사회보장제도는 빈곤을 완화시킨다는 정책목표를 가진다. 하지만, 빈곤의 완화 말고도 사회보장제도가 수행하는 중요한 기능이 있는데 그것이 바로 소득의 안정화이다. 소득의 안정성은 개인이나 가구가 안정된 생활을 꾸려나가는데 있어 매우 중요하다. 사회보장제도 발전의 지표로 널리 활용되는 □탈상품화□ 정도(Esping-Andersen, 1990)란 결국 어떤 사람이 실직, 질병, 노령 등의 이유로 시장에서 배제된다 할지라도, 그가 누리던 생활수준을 안정적으로 지속시킬 수 있는 정도와 관련된 것이라고 할 수 있다. 또한 사회보험에서 초점을 두는 사회적 위험의 분산은 소득의 안정성을 확보할 수 없는 상황을 분산시키는 것이라고 이해할 수도 있다. 소득의 안정화가 사회보장제도의 중요한 정책 목표라면, 당연히 그러한 목표가 어느 정도 달성되고 있는지를 평가해 볼 필요가 있다. 더 나아가, 다른 소득원에서 창출되는 소득들이 소득안정화에 미치는 효과들도 분석해볼 필요가 있다.

한편, 한국 사회복지체제의 특성과 관련하여 다음과 같은 두 가지 점은 여러 연구들에서 강조되어 왔다(홍경준, 1999; 손병돈, 1999). 우선, 1961년 이후 한국에서는 지속적으로 경제성장 위주의 정책결정 구조가 유지되어 왔으며, 정책 결정자들은 그 구조를 통한 정치적 학습에 제약되어 왔다. 경제성장을 우선시하고 사회복지를 등한시하는 정책결정 구조와 그를 당연시하는 정책 결정자들 때문에 주요한 사회복지제도의 도입이 늦어졌고 그 결과로 오늘날 국가복지가 낙후되었다는 것이다. 물론 이러한 정책결정 구조가 유지될 수 있었던 배경에는 사회성원들의 복지욕구를 일정 수준 해결해 왔던 비공식적 연줄망이 한국에 광범위하게 퍼져 있다는 사실이 있다. 가족과 친척, 이웃과 같은 공동체가 제공하는 연복지(緣福祉)가 일정 정도 국가복지의 역할을 대신해 왔다는 점이 한국의 국가복지가 낙후된 또 다른 이유라는 것이다. 이 연구는 가족 및 확대가족이나 친척, 이웃과 같은 공동체가 개인 소득의 안정성에 기여하는 양상과 그 특성을 분석함으로서, 한국 사회에서 연복지의 역할이 어떠한지를 규명하고자 한다. 이러한 분석은 한국 사회복지체제의 특성을 파악하는 작업의 하나라는 의미를 가지게 될 것이다.

개인 소득의 안정성을 측정하기 위해서는 특정 주기에 따른 개인소득 정보가 포함된 자료가 필요하다. 즉 한 개인의 소득을 일정 주기로 추적 조사하는 패널 자료(panal data)가 필요하다는 것이다. 이 연구에서는 한국노동패널조사 자료를 활용하는데, 그에 대해서는 분석 방법을 설명하는 3절에서 좀 더 자세하게 살펴본다.

II. 선행연구의 검토

때때로 사회보장제도의 빈곤 완화 목표와 소득 안정화 목표는 충돌하기도 한다. 가령, 빈곤 완화라는 목표를 중시하는 관점에서는 사회보장제도의 수직적 재분배 효과를 더 강조하는 반면, 소득 안정화 목표를 중시하는 관점에서는 그것의 수평적 재분배 효과를 더 강조한다. 사회보장제도의 발전 역사를 살펴보면, 이 두 가지 목표 중에 어느 것을 더 중시하느냐에 따라 사회보장제도의 형태가 달라짐을 알 수 있다. 1938년에 시행되기 시작한 뉴질랜드의 사회보장제도와 1942년의 베버리지 보고서(Beveridge Report)에 나타난 사회보장 개념은 빈곤의 완화라는 목표를 더 중시하는 입장에 서 있는 것으로 해석될 수 있다. 여기에서 사회보장제도의 목표는 국민 모두의 최저생활을 보장하는 것이며, 따라서 모든 국민에게 동일한 수준의 급여를 제공하는 것이 중시된다.

하지만, 비스마르크(Bismarck)에 의해 제시된 독일의 노동자 보험은 소득 안정화 목표를 더 중시하는 것이었다. 국제노동기구(ILO)에 의해 주도된 1944년의 필라델피아 선언에서도 사회보장은 보험료 납부에 따른 반대 급부적 성격의 급여임이 강조되었다. 사회보장은 일차적으로 근로자와 그 가족의 경제적 안정성을 보장하는데 힘쓰고, 빈자들과 사회적 약자들에 대한 사회보호는 공공부조나 기타의 보충제도들에 기초하여 이루어져야 한다는 것이다.

오늘날의 사회보장제도는 이 두 가지 목표를 동시에 추구한다. 물론 추구의 방법은 국가에 따라 다르다. 가령, 우리나라의 국민연금제도에서는 급여산식의 조정을 통해 이러한 목표들을 동시에추구한다. 기여자의 소득에 비례한 소득비례 급여액과 국민 전체의 적정 생활 수준 보장에 기초한 균등급여액을 합산하는 방식이 바로 그것이다. 하지만, 어떤 나라에서는 연금제도를 다층체계로 운영함으로서 이러한 목표들을 추구한다. 즉 빈곤 완화 목표에 초점을 둔 정액연금 제도와 소득 안정화 목표에 초점을 둔 소득비례연금 제도를 함께 운영하는 것이다.

소득 안정화가 사회보장제도의 중요한 정책 목표라면, 당연히 그러한 목표가 어느 정도 달성되고 있는지를 평가해 볼 필요가 있다. 하지만, 지금까지 우리나라에서 주로 이루어진 사회보장제도의 효과성 분석은 빈곤 완화, 혹은 소득재분배 효과라는 정책목표에 국한되어있다. 이러한 연구들 중 외환위기 이후의 시기에 산출된 연구들(김태완, 2000; 최정균, 2001; 최현수, 2001; 김교성, 2002)을 살펴보자. 우선, 김태완(2000)은 1996년 1분기부터 1999년 3분기까지의 분기별 도시가계조사 자료를 통해 사회보장제도의 소득재분배 효과와 빈곤 감소 효과를 분석했다. 또한 최정균(2001)은 대우경제연구소의 한국가구패널조사 자료를 활용하여 1992년부터 1998년까지의 6개년간 사회보장이전의 빈곤 감소 효과성을 분석하였다. 최현수(2001)도 2000년의 연간 도시가계조사 자료를 통해 이전 소득의 원천별로 빈곤 감소 효과를 분석했다. 1998년 ~ 99년 한국노동패널조사 자료를 활용한 김교성의 연구(2002)에서는 상대적 빈곤의 개념을 활용하여 사회보장제도의 빈곤률 감소효과를 분석했다. 하지만, 사회보장제도의 정책목표는 빈곤완화에만 있지는 않다. 소득의 안정화라는 정책목표가 매우 중요한 것으로 강조되어 왔음을 감안한다면, 사회보장제도의 효과성 분석은 그러한 목표와 관련해서도 이루어질 필요가 있다.

마찬가지의 맥락에서, 국가나 공동체라는 사회복지의 제공주체들이 수행하는 역할과 관련된 연구도 주로 그것의 규모나 소득재분배 효과, 빈곤감소 효과를 분석하는 데 국한되어 있다(김기덕·손병돈, 1995; 하윤숙, 1999; 손병돈, 1999; 홍경준, 1999; 석재은, 2000; 백은광, 2000; 최정균, 2001; 최현수, 2001; 김교성, 2002; 홍경준, 2002). 이러한 연구들에 따르면 우선, 연복지는 규모가 국가복지보다 더 크다. 김기덕·손병돈(1995)은 1982년부터 1992년까지의 도시가계연보에 기재된 총량자료를 활용하여 가구소득을 구성하는 각 구성요소들의 크기를 비교하였다. 그 결과 개인 간, 혹은 가족 간에 이루어지는 사적인 소득 이전이 사회보장 급여를 통해 이루어지는 공적인 소득 이전보다 더 큰 역할을 수행하고 있음이 드러났다. 한편, 손병돈(1999)은 1996년부터 1998년까지의 도시가계조사 미시자료와 1998년의 실업가구조사 미시자료를 활용하여 사적 이전소득의 빈곤완화 효과를 분석하였다. 분석의 결과, 한국의 사적 이전은 공적 이전과는 비교가 안 될 정도로 큰 규모를 형성하고 있는 것으로 나타났다. 1998년의 경우, 도시 근로자 가구 중 사적 이전소득을 수혜하는 가구의 비율은 약 39%로 공적 이전소득을 수혜하는 가구보다 10배 가량 많으며, 평균적인 수혜액 또한 약 3.1배 많다는 것이다.

연복지의 규모가 국가복지보다 크다는 점은 실직자 가구나 노인가구 등 특정한 유형의 가구집단을 대상으로 한 연구들에서도 공통적으로 확인된다. 우선 홍경준(1999)은 1998년의 실업가구조사 미시자료를 활용하여 국가복지와 연복지, 기업복지의 규모를 수급자 수를 기준으로 측정했다. 그 결과, 국가복지의 수혜 경험이 있는 실직자는 전체 표본의 15.3%, 기업복지의 수혜 경험이 있는 실직자는 4.4%인데 비해, 연복지의 수혜 경험이 있는 실직자는 전체 표본의 17.7%로 가장 많았다. 한편, 석재은(2000)은 65세 이상 노인들의 소득원 구성을 분석하였는데, 그 결과 근로소득이나 자산소득의 소득액 비중이 51.3%, 사적 이전소득의 비중이 38.4%, 공적 이전소득의 비중이 10.2%로 나타났다. 사적 이전소득의 비중이 공적 이전소득의 비중보다 3배 이상 높게 나타난 것이다.

규모 못지않게 중요한 것은 소득분배나 빈곤 감소와 같은 사회복지 정책의 일반적 목표와 관련하여 연복지가 가지는 효과이다. 규모가 아무리 크다 할지라도, 소득재분배 효과나 빈곤 감소 효과가 적다면 연복지의 중요성은 반감될 수 있기 때문이다. 우선, 김기덕·손병돈(1995)은 사적 소득 이전과 공적 소득 이전의 소득 재분배 효과를 비교 분석했는데, 그 결과 일반적으로 시장경제의 불평등을 완화시키는 것으로 평가되는 소득 이전이 오히려 1차 소득분배의 불평등을 더 강화시키는 것으로 나타났다. 그러나 사적 소득 이전과 공적 소득 이전의 효과는 상이하게 나타나서, 오히려 사적 소득 이전이 공적 소득 이전보다 덜 불평등하게 분배되는 것으로 분석되었다. 한편, 손병돈(1999)은 사적 이전의 빈곤 감소 효과를 평균소득의 50% 수준과 중위소득의 50% 수준에서 설정한 상대적 빈곤선에 기초하여 측정했다. 그 결과, 사적 이전의 빈곤 감소 효과는 빈곤선과의 소득격차가 크지 않은 집단에서는 더 큰 반면, 빈곤선과의 소득격차가 큰 극빈층에서는 거의 없는 것으로 나타났다. 김태완(2000)은 1996년 1분기부터 1999년 3분기까지의 분기별 도시가계조사 미시자료를 통해 소득 이전의 소득재분배 효과와 빈곤 감소 효과를 분석했다. 그 결과, 경제 위기 이후의 국가복지 확대가 공적 이전의 역할을 증대시켜서 사적 이전과의 격차가 줄어들고 있지만 전 기간에 걸쳐 사적 이전이 공적 이전보다 훨씬 큰 소득재분배 효과와 빈곤 감소효과를 가지는 것으로 나타났다. 한편 최정균(2001)은 대우경제연구소의 한국가구패널조사 자료를 활용하여 1992년부터 1998년까지의 6개년 간 사회보장이전의 빈곤 감소 효과성을 분석하였는데, 사회보장이전의 빈곤 감소 효과성은 사적 이전의 1/3 수준에도 미치지 못한다.

경제위기 전(1996~97년)의 경우 사적 이전은 공적 이전보다 6.5 배 이상의 소득분배 개선 효과를, 경제위기 후(1998~99년)에는 2.7배의 소득분배 개선효과를 가진다. 또한 경제 위기 전의 시기에 사적 이전은 공적 이전에 비해 5.8배 정도의 빈곤률 감소효과를, 경제 위기 후의 시기에는 4.2배 정도의 빈곤률 감소효과를 가지는 것으로 분석되었다.

최현수(2001)도 2000년의 연간 도시가계조사 자료를 통해 이전 소득의 원천별로 빈곤 감소 효과를 분석했다. 그 결과, 사적 이전에 의한 빈곤률 감소효과는 16.28%인데 비해 공적 이전에 의한 빈곤률 감소효과는 5.82%로 사적 이전의 약 1/3 수준에 머물고 있다. 이 연구에서는 또한 빈곤 감소 효율성도 분석하고 있는데, 공적 이전의 빈곤 감소 효율성이 사적 이전의 빈곤 감소 효율성보다는 더 큰 것으로 나타났다. 한국노동연구원의 1998년~99년 한국노동패널 자료를 활용한 김교성의 연구(2002)에서는 상대적 빈곤의 개념을 활용하여 공적 이전과 사적 이전의 빈곤률 감소효과를 분석했는데, 역시 사적 이전의 빈곤률 감소효과가 공적 이전의 그것보다 훨씬 더 큰 것으로 나타났다.

결국 선행연구들은 대부분 규모나 소득재분배 효과, 빈곤감소 효과의 분석을 통해 국가와 공동체의 역할을 규명하는데 초점을 두고 있다. 가족·국가·공동체의 소득 안정화 효과에 초점을 둔 이 연구는 한국의 사회복지체제가 가지는 특성을 파악하는 또 다른 차원의 연구라는 의의를 가진다.

III. 분석의 방법

1. 사용자료

앞서 언급했듯이, 소득의 안정성을 측정하기 위해서는 한 개인의 소득을 일정 주기로 추적 조사한 패널 자료(panal data)가 필요하다. 이 연구에서는 한국노동패널조사 자료를 활용한다. 1998년부터 시행된 한국노동패널조사는 제주도를 제외한 전국의 비농촌지역에 거주하는 가구와 가구원을 대표하는 5,000개의 가구표본과 그에 속하는 가구원을 대상으로 년 1회 노동시장활동 및 소득, 소비, 교육 및 직업훈련을 추적 조사하는 종단적 조사이다(방하남 외, 1999). 1차년도 조사자료(1998년 자료)의 경우, 이전소득의 소득원 분류가 이루어지지 않고 있기 때문에 이 연구에서는 활용되어지지 않는다. 따라서 이 연구에서는 2차년도(1999년 자료)부터 4차년도(2001년 자료)까지의 3년 기간 동안의 자료가 활용된다. 각각의 자료에서 파악하고 있는 소득정보는 전년도의 것이므로, 실제 이 연구에서 분석되는 소득의 안정성은 1998년부터 2000년까지의 소득을 통해 측정된 것이다.

2. 표본의 유형화

분석의 초점인 소득의 안정성이 1년 주기로 파악된 3개년 간의 소득원별 소득을 통해 측정되기 때문에, 2차 년도부터 4차 년도까지의 3개년 패널에 걸쳐 소득정보가 모두 갖추어진 가구원 개인을 표본으로 추출하였다. 표본으로 추출된 개인은 가구 내에서의 지위가 가구주, 혹은 가구주의 배우자로 한정되며, 연령과 성별, 배우자의 유무에 따라 4개의 집단으로 구분한다. 먼저 연령을 기준으로 하여 60세 이상의 집단과 60세 미만의 집단을 구분하였다. 다음으로는 60세 미만의 집단을 성별에 따라 남성 집단과 여성 집단으로 구분하였다. 마지막으로 여성 집단은 2차년도 자료의 배우자 유무 정보에 따라 배우자 있는 집단과 없는 집단으로 구분하였다. 배우자 유무와 같은 결혼지위는 시간에 따라 달라질 수 있고, 실제로 일부의 표본들에서 그러한 변화가 발생했다. 따라서 분석과정에서는 2차년도 이후에 결혼지위상의 변화가 발생한 표본들이 제외되었다. 그 결과로 ①　60세 미만의 배우자 없는 여성 집단 표본 ② 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단 표본　③ 60세 미만의 남성 집단 표본　④ 60세 이상 집단표본이 추출되었다.

가구 내에서의 지위가 가구주, 혹은 가구주의 배우자로 2차 년도부터 4차 년도까지의 소득 정도가 모두 갖추어져 있고, 결혼지위의 변화가 없는 가구원 개인 표본의 수는 2,778개로 이 중 60세 이상 집단이 9.3%, 60세 미만의 남성 집단이 52.5%, 배우자 있는 여성 집단이 34.9%, 배우자 없는 여성 집단이 3.3%를 차지한다.

가구 내에서의 지위가 가구주, 혹은 가구주의 배우자로 2차 년도부터 4차 년도까지의 소득 정도가 모두 갖추어져 있는 표본의 수는 모두 2,836개였다. 이 중 3년 동안 결혼지위의 변화가 발생한 표본의 수는 58개였다.

한국노동패널조사자료에는 표본의 대표성을 확보하기 위해 표본의 추출확률과 응답률을 고려한 가중치를 제공한다. 이 연구에서 제시하는 수치는 모두 1차년도 조사자료(1998년 자료)에서 제공하고 있는 가중치로 가중화한 수치이다.

연령             성별         배우자유무

60세 이상  ------------------------------------- 60세 이상 집단

60세 미만        남성  --------------------------  60세 미만의 남성 집단

여성         배우자 있는 여성 -----  60세 미만의 배우자 없는 여성 집단

배우자 없는 여성 -----  60세 미만의 배우자 있는 여성 집단

<그림 1> 표본의 유형화

표본을 이런 식으로 유형화한 것은 연령과 성별, 배우자의 유무로 구분되는 인구집단에 따라 가족·국가·공동체라는 소득원이 소득의 안정성에 미치는 효과가 상이할 것이기 때문이다. 가령, 60세 이상의 노인집단은 그렇지 않은 집단에 비해 노동시장을 통한 소득안정성의 확보가 덜 용이할 것이다. 이들은 노동시장에서 더 불리한 처지에 있기 때문이다. 따라서 60세 이상 노인들의 소득 안정성은 가구 내의 다른 가구원이 획득한 근로소득의 재분배를 통해, 혹은 연금 등과 같은 공적 이전이나 자녀, 친척, 이웃 등으로부터 제공되는 사적 이전을 통해 증진될 가능성이 높다. 노동시장을 통한 소득안정성의 확보 정도는 성별에 의해서도 달라질 수 있다. 노동시장에서 여성은 남성에 비해 여러모로 불리한 처지에 있기 때문이다. 여성은 노동시장진입과정에서도 어려움을 경험하지만, 노동시장에 진입한 이후에도 차별을 당하기 쉽다. 노동시장을 통해 소득안정성을 확보하기가 어렵다는 것이다. 여성의 이런 어려움은 결혼을 통해 상당부분 완화될 수 있다.

가령, Casper, Mclanahan, and Garfinkel(1994)은 이탈리아의 빈곤계층에서 여성이 차지하는 비중이 다른 나라보다 적은 이유를 높은 결혼률과 관련지워 설명하고 있다.

노동시장에서의 여성 차별이 심한 사회일수록, 결혼은 여성의 소득 안정성을 높이는 기제로 더 많이 활용될 수 있다(McManus & DiPrete, 2000). 배우자가 획득한 근로소득의 가구 내 재분배는 여성이 소득 안정성을 확보하는 유력한 방편이기 때문이다. 따라서 배우자 있는 여성과 배우자 없는 여성을 비교해 보면, 가족을 소득원으로 하는 소득의 안정성 정도가 차이 날 가능성이 높다. 배우자 없는 여성이라면, 배우자를 통한 가구 내에서의 소득재분배가 불가능할 것이기 때문이다. 결국 인구집단에 따라 소득원별 소득안정성 정도는 판이하게 다를 것이며, 그러한 양상에 대한 검토는 가족·국가·공동체의 소득안정화 효과를 좀 더 세밀하게 규명하는 하나의 방법이 될 수 있을 것이다.

3. 분석의 내용 및 절차

가. 소득안정성의 측정

분석의 초점이 되는 개인 소득의 안정성은 개인 소득의 변이계수(coefficient of variation)로 측정할 수 있다. 즉 한 개인이 특정 주기(주, 월, 년 등)로 획득하는 소득들의 변이계수를 구하여 소득의 안정성 정도를 파악할 수 있다. 소득의 안정성이 높다하면 개인 소득의 변이계수는 작을 것이며, 소득의 안정성이 낮다면 역으로 개인 소득의 변이계수는 클 것이다. 가령, 개인 근로소득의 안정성은 다음의 식 (1)을 통해 측정된다.

소득의 변이계수는 일반적으로 소득분배의 불평등 정도를 나타내는 지표로 사용되어 왔다. 즉 다양한 크기의 소득을 가진 사람들로부터 변이계수를 구하여 그것을 통해 소득의 불평등 정도를 파악하는 것이다. 그러나 이 연구에서는 소득의 안정성을 측정하기 위해 한 사람이 다양한 시점에서 획득한 소득의 변이계수를 구한다.

한편, 이 연구에서 개인소득의 안정성은 개인 근로소득부터 공적이전후 소득까지의 다섯 가지 구성요소를 통해 파악된다. 여기에서 활용하는 소득의 구성요소들은 년 단위로 측정한 것으로, GDP 디플레이터를 활용하여 실질소득으로 변환시킨 것이다. 각각의 구성요소에 대한 개념정의는 다음과 같다.

① 개인 근로소득; 분석 대상이 되는 개인이 전년도에 그의 주된 일자리를 통해 획득한 임금, 혹은 비임금 근로소득을 말한다.

② 가구 근로소득; 분석 대상이 되는 개인과 그가 소속된 가구의 다른 가구원이 전년도에 그의 주된 일자리를 통해 획득한 임금, 혹은 비임금 근로소득을 포함한다.

③ 가구 소득; 가구가 획득한 가구 근로소득에 가구의 전년도 재산소득(금융소득, 부동산소득 등)을 더한 것을 말한다.

④ 사적이전후 소득; 가구 소득에 가구가 전년도에 취득한 사적 이전소득(친척과 친지의 보조금, 사회단체의 보조금, 기타 보조금 등)을 더한 것을 말한다.

⑤ 공적이전후 소득; 가구의 사적이전후 소득에 가구가 전년도에 취득한 공적 이전소득(정부 보조금, 사회보험급여)을 더한 것을 말한다.

나. 개인의 지위에 따른 소득원별 소득 안정성의 변화

소득원별 소득 안정성 정도는 개인의 연령과 성별, 배우자의 유무와 같은 개인의 인적지위에 따라 차이가 있을 것이다. 가령, 가구 내에서 가구원들 사이에 이루어지는 소득 재분배를 고려하면 배우자 없는 여성과 배우자 있는 여성의 소득원별 소득 안정성 정도는 판이하게 다를 수 있다. 배우자 없는 여성은 배우자로부터 이전받는 소득이 없을 것이므로, 소득안정성에 대한 가족의 역할은 배우자 있는 여성과 비교해서 매우 제한적일 것이다. 개인의 지위에 따라 소득원별 소득안정성이 어떻게 변화하는가가 여기에서 분석될 것이다.

또한, 소득원별 소득 안정성 정도는 노동시장에서의 개인의 지위에 따라서도 차이가 있을 것이다. 특히 국가나 공동체를 통한 소득안정화는 노동시장에서 취약한 처지에 놓여있는 개인들에게는 매우 중요하다. 이 연구에서는 평균 근로소득이 가장 낮은 사사분위 집단에 초점을 두고, 이들 저소득 계층에서 소득원별 소득 안정성 정도가 어떻게 변화하는지를 분석한다.

다. 소득원별 소득 안정화 효과의 비교

개인의 지위에 따라 소득원별 소득의 안정성이 어떻게 변화하는가를 분석한 후에는 가족·국가·공동체라는 각각의 소득원이 소득 안정화에 미치는 효과가 어떠한지를 살펴보게 될 것이다. 이러한 분석을 위해서는 소득 안정성의 측정지표인 변이계수의 분해가 필요하다. i 집단에서 시장을 소득원으로 하는 소득의 변이계수 평균값을 이라 하고, 시장소득에 국가를 소득원으로 하는 소득을 더한 총소득의 변이계수 평균값을  이라고 한다면, 국가라는 소득원이 소득 안정성에 미친 효과는 다음과 같이 계산될 수 있다. 즉,

한편, 각 소득원들의 소득 안정화 효과를 보다 정확하게 살펴보기 위해서는 개인의 지위에 따라 부가되는 여러 종류의 이질성이나 편의가 제거될 필요가 있다. 이 연구에서는 개인의 지위에 따른 이질성을 제거하기 위해, 개인의 학력과 거주지역, 가구구성원의 수를 공변수(covariates)로 한 공분산분석(ANCOVA)을 시행한다. 그를 통해 개인의 지위에 따른 여러 이질성이 제거된 변이계수의 평균값(조정된 평균값)이 산출되는데, 이것은 앞의 식 (2)와 같은 분해과정을 통해 소득원별 소득 안정화 효과를 비교하는데 활용된다.  즉,

IV. 분석의 결과

1. 분석대상의 일반적 특성

각 인구집단의 평균연령, 평균 교육년수, 거주지역, 평균 가구원 수, 소득원천별 평균소득액을 살펴본 결과가 <표 1>이다. 우선, 60세 미만의 집단 중에서 평균연령이 가장 높은 집단은 배우자 없는 여성 집단으로 평균연령이 46.35세인 것으로 분석되었다. 배우자 있는 여성 집단의 평균연령은 40.05세로 세 집단 중 가장 낮은 것으로 나타났다. 평균 교육년수의 경우, 60세 미만의 남성 집단과 배우자 있는 여성 집단이 각각 11.50년, 10.22년으로 비교적 높은 반면, 배우자 없는 여성 집단과  60세 이상 노인집단은 각각 7.80년, 6.31년으로 비교적 낮은 것으로 나타났다. 한편, 60세 이상 노인집단의 경우 약 70%정도가 중소도시에 거주하고 있는 것으로 나타나서 다른 집단과는 차이를 가진다.

소득원천별 평균소득액을 보면, 소득의 모든 구성요소에서 60세 미만의 남성 집단의 평균소득액이 가장 많음을 알 수 있다. 또한 그 이유는 이들의 개인근로소득이 다른 집단의 그것보다 훨씬 많기 때문이라는 점도 확인할 수 있다. 흥미로운 점은 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단의 경우, 개인근로소득의 평균액은 1999년 자료와 2000년 자료에서 배우자 없는 여성 집단보다 적지만, 다른 가구원의 근로소득이 합산된 가구 근로소득의 평균액은 배우자 없는 여성 집단보다 월등히 많다는 점이다. 이는 가구 내에서의 근로소득 재분배에 따른 것으로, 노동시장에서 불리한 위치에 있는 여성에게는 결혼을 통한 배우자의 획득이 소득수준을 높이는 유력한 방편임을 시사한다. 배우자 없는 여성 집단의 개인 근로소득 평균액은 배우자 있는 여성 집단보다 많지만, 다른 소득 구성요소에서의 평균소득액은 훨씬 적다. 이들의 경우, 배우자를 통한 가족 내에서의 소득 재분배가 불가능할 뿐 아니라, 사적이전이나 공적이전의 역할도 미미하기 때문에 공적이전 후 소득의 평균액도 상당히 낮은 편이다. 한편, 우리나라에서 노인가구의 빈곤률이 다른 인구집단보다 높다는 점은 널리 알려진 사실인데, <표 1>에서도 소득의 모든 구성요소에서 평균소득액이 가장 적은 집단은 60세 이상의 노인집단이다.

<표 1> 분석대상의 일반적 특성

자료: 한국노동패널 2, 3, 4차 조사자료. 표본의 추출확률과 응답률을 고려한 한국노동패널 1998의 가중        치로 가중화함.

	60세 미만 집단			60세 이상 노인집단 (n=228)
	여성집단		남성집단 (n=1468)
	배우자 없는 집단 (n=99)	배우자 있는 집단 (n=983)
평균연령(세) 99	46.35	40.05	43.17	64.99
평균교육년수(년)	7.80	10.22	11.50	6.31
99년 거주지역( %) 광역시 도	47.60 52.40	44.17 55.83	44.36 55.63	30.27 69.73
평균가구원수 99 00 01	2.93 2.84 2.85	4.06 4.03 4.07	3.99 3.98 4.05	2.85 2.78 2.92
개인근로소득(만원) 99 00 01	663.00 630.22 667.62	602.69 630.19 729.30	1310.39 1420.20 1505.80	523.85 474.15 433.20
가구근로소득(만원) 99 00 01	1097.76 1279.48 1319.78	1789.41 2004.12 2273.50	1819.12 2026.23 2297.16	948.40 1097.54 1020.67
가구시장소득(만원) 99 00 01	1117.14 1303.56 1331.96	1882.83 2073.47 2361.50	1934.45 2148.31 2375.42	1020.90 1163.07 1144.02
사적이전후소득(만원) 99 00 01	1143.14 1318.97 1362.45	1895.87 2080.28 2372.04	1952.60 2157.37 2386.35	1056.44 1196.62 1193.97
공적이전후소득(만원) 99 00 01	1165.19 1330.10 1378.46	1907.52 2092.96 2386.56	1961.26 2169.96 2399.89	1111.04 1276.27 1349.31

2. 소득 구성요소별 소득 안정성과 소득원별 소득안정화 효과

가. 소득 구성요소별 소득안정성의 변화

이제 변이계수의 평균값으로 측정된 소득의 안정성이 각각의 소득 구성요소별로 어떻게 변화하는지를 살펴보고, 그에 기초하여 각 집단에서 가족·국가·공동체의 소득안정화 효과를 검토해보자. 일반적으로 평균값은 극단치에 민감하다. 사회복지정책의 목표와 관련해서 생각해보면, 실업과 취업의 반복이나 가구구성의 변화 등과 같은 이유로 소득의 안정성이 매우 낮은 개인들을 고려하는 것이 더 중요하다. 그러므로 이들의 소득 안정성 정도가 민감하게 반영되는 변이계수의 평균값이 중요하게 고려될 필요가 있다. 그러나 소득의 분포는 오른쪽으로 꼬리가 뻗어있는 편포(skewed to the right) 형태이므로, 평균값은 중앙값보다 더 크다. 소득안정성의 분포도 편포한다는 점을 고려한다면, 각 집단에서의 변이계수 평균값은 소득의 불안정성이 큰 개인들(극단치)의 영향 때문에 변이계수의 중앙값보다 더 크다. 따라서 각 집단의 전형적인 소득 안정성 정도를 살펴보기 위해서는 변이계수의 중앙값을 고려해 볼 수도 있다. 여기에서는 변이계수의 평균값과 중앙값을 모두 활용하여, 소득 구성요소별로 소득의 안정성이 어떻게 변화하는지를 살펴보았다. <표 2>는 네 인구집단의 소득 구성요소별 소득안정성을 측정한 결과를 나타낸다.

<표 2> 소득 안정성(변이계수)의 변화;  1998 ~ 2000

자료: 한국노동패널 2, 3, 4차 조사자료. 표본의 추출확률과 응답률을 고려한 한국노동패널 1998의 가중        치로 가중화함.

소득의 구성요소	인구집단	사례수	변이계수의 평균값	변이계수의 중앙값
개인근로소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	99	0.5700	0.2927
	배우자 있는 여성(60세 미만)	983	0.8662	0.8364
	남성(60세 미만)	1468	0.4836	0.2611
	60세 이상	228	0.9247	0.8849
가구근로소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	99	0.3575	0.2928
	배우자 있는 여성(60세 미만)	983	0.3129	0.2497
	남성(60세 미만)	1468	0.3075	0.2364
	60세 이상	228	0.5440	0.4209
가구소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	99	0.3342	0.2928
	배우자 있는 여성(60세 미만)	983	0.3130	0.2523
	남성(60세 미만)	1468	0.3131	0.2417
	60세 이상	228	0.5035	0.4104
사적이전후소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	99	0.3087	0.2785
	배우자 있는 여성(60세 미만)	983	0.3098	0.2529
	남성(60세 미만)	1468	0.3131	0.2434
	60세 이상	228	0.4433	0.3966
공적이전후소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	99	0.3022	0.2577
	배우자 있는 여성(60세 미만)	983	0.3059	0.2523
	남성(60세 미만)	1468	0.3113	0.2393
	60세 이상	228	0.4288	0.3791

1) 개인 근로소득의 안정성

개인 근로소득의 안정성은 60세 미만의 남성 집단에서 가장 높았다. 평균값을 기준으로 할 경우, 이들은 1998년에서 2000년까지의 3년간 평균 근로소득액에서 아래위로 48.36% 정도의 근로소득액 변동을 경험했다. 60세 미만의 배우자 없는 여성도 배우자 있는 여성이나 60세 이상의 노인에 비해 상대적으로 개인 근로소득의 안정성은 높은 편이다. 이들은 57.00% 정도의 근로소득액 변화를 경험한 것으로 분석되었다. 이들에 비해 60세 미만의 배우자 있는 여성이나 60세 이상의 노인들은 심각한 정도의 소득 불안정성에 노출되어 있다. 배우자 있는 여성은 3년간 평균 근로소득액에서 아래위로 86.62% 정도의 변화를, 60세 이상의 노인은 92.47% 정도의 변화를 경험했다는 것이다. 즉, 60세 이상의 노인의 경우 3년간 평균 근로소득이 100만원이었다면 적을 때는 7.53만원의 근로소득을 얻은 반면, 많을 때는 192.47만원의 근로소득을 얻을 정도로 소득의 안정성이 낮다는 것이다.

배우자 있는 여성의 경우, 개인 근로소득의 안정성이 낮은 것은 주로 두 가지의 이유와 관련된다. 우선 여성이 남성에 비해 노동시장에서 불리한 처지에 있기 때문에, 노동시장을 통해 소득의 안정성을 확보하기가 곤란하다는 점이 지적될 수 있다. 이러한 점은 가구의 생계를 주로 책임져야 하는 위치에 있는 여성, 즉 배우자 없는 여성 집단의 개인 근로소득 안정성이 남성 집단의 그것보다 낮다는 점을 통해 뚜렷하게 확인된다. 하지만, 배우자 없는 여성 집단과 비교할 경우에도 배우자 있는 여성 집단의 근로소득 안정성은 확연히 낮은데, 이는 또 다른 이유, 즉 이들이 가구의 생계를 주로 책임지는 위치에 있지 않을뿐더러, 남성인 배우자의 근로소득을 통해 소득의 안정성을 높일 수 있기 때문에 노동시장에의 적극적 참여가 떨어진다는 사실에서 비롯된다. 배우자 있는 여성 집단의 소득 불안정성이 배우자의 근로소득을 통해 완화될 가능성을 염두에 둔다면, 보다 심각한 것은 60세 이상 노인집단에서의 소득 불안정성이다. 노인 가구의 빈곤률이 다른 인구집단에 비해 높은데, 빈곤계층의 경우에선 부유층처럼 한 기간의 소득하락이 다음 기간의 소득상승에 의해 상쇄될 가능성이 높지 않기 때문이다.

일반적으로 소득의 안정성도 부유층이 빈곤계층보다 높다. 소득계층별로 소득의 안정성을 살펴보면, 이러한 점은 명백하게 드러난다. 분석대상의 4분위 소득계층별 소득안정성을 측정해본 결과 개인 근로소득의 경우, 소득이 가장 많은 일사분위 집단의 변이계수 평균값은 0.1936, 이사분위 집단은 0.2292, 삼사분위 집단은 0.3575, 사사분위 집단은 1.7321로 나타났다.

각 집단을 대표할 수 있는 전형적인 개인 근로소득 안정성을 살펴보기 위해 변이계수의 중앙값을 구해보았다. 역시 평균값보다는 소득의 안정성이 더 높게 측정되었다. 하지만, 각 집단별 순위는 바뀌지 않아서 60세 미만의 남성 집단이 3년간 평균 근로소득을 기준으로 할 때 아래위로 약 26.11%의 변동을 경험해서 소득 안정성이 가장 높았으며, 60세 이상의 노인집단이 평균 근로소득에서 아래위로 약 88.49%의 변동을 경험하여 소득 안정성이 가장 낮았다.

2) 가구 근로소득의 안정성

가구 근로소득은 개인의 근로소득에 다른 가구원의 근로소득을 더한 것이다. 따라서 가구 근로소득의 안정성과 개인 근로소득의 안정성 사이에 발생하는 차이는 다른 가구원의 근로소득이 가구 내에서 재분배될 때 나타나는 효과에 기인한 것이라고 할 수 있다. 또한 그러한 효과는 개인 소득의 안정성에 가구 구성의 안정성이 기여하는 바를 의미한다. 그 점에 주목하면서 분석결과를 살펴보자. 변이계수의 중앙값을 기준으로 할 때, 여전히 60세 미만 남성 집단의 소득 안정성이 다른 집단에 비해 높았다. 이들은 3년간 평균 가구 근로소득을 기준으로 할 때, 아래위로 23.64% 정도의 소득변동을 경험한다. 하지만, 이들의 개인 근로소득 안정성이 0.2611임을 감안한다면, 다른 가구원의 근로소득이 소득의 안정성에 기여하는 바는 상대적으로 크지 않음을 알 수 있다. 다른 가구원이 획득한 근로소득의 재분배를 통해 소득의 안정성이 크게 높아진 집단은 기대한 대로 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단이었다. 이들의 가구 근로소득 안정성은 3년간 평균 가구 근로소득을 기준으로 할 때, 아래위로 24.97% 변화하였다. 이 집단의 개인 근로소득 안정성은 0.8364로 극히 낮았다는 점과 비교해보면, 다른 가구원의 근로소득이 이들의 소득 안정성을 높이는데 큰 기여를 하고 있다는 점을 확인할 수 있다. 이 집단과 뚜렷이 비교되는 집단이 바로 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단이다. 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단의 가구 근로소득 변이계수의 중앙값은 0.2928로, 개인 근로소득 변이계수의 중앙값 0.2927보다 더 크다. 이는 다른 가구원의 근로소득이 소득안정성을 더 낮추고 있음을 의미한다. 결국 60세 미만의 여성 집단에서 배우자의 유무에 따라 소득의 안정성에 큰 차이가 나타난다는 것은 여성의 소득안정성에 배우자의 근로소득, 더 나아가 가구구성의 안정성이 대단히 중요함을 시사한다. 한편, 60세 이상의 노인 집단에서도 다른 가구원의 근로소득이 소득의 안정성을 높이는 것으로 분석되었다. 이 집단은 3년간 평균 가구 근로소득을 기준으로 할 때, 아래위로 42.09% 변화하는데, 개인 근로소득의 변이계수 중앙값 0.8849와 비교하면 매우 큰 폭으로 소득의 안정성이 높아진 것이다. 변이계수의 평균값을 기준으로 살펴보아도 유사한 분석결과가 나왔다.

3) 가구 소득의 안정성

가구 소득은 가구가 획득한 가구 근로소득에 금융소득, 부동산소득 등의 재산소득을 더한 것을 말한다. 일반적으로 근로소득에 비해 재산소득의 분배가 더 불평등하게 이루어진다는 점을 고려하면, 가구 소득의 안정성은 가구 근로소득의 그것에 비해 더 낮을 것이다. 분석결과 많은 비중을 점하고 있는 60세 미만의 남성 집단과 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단에서 가구 소득의 안정성은 가구 근로소득의 안정성보다 더 낮은 것으로 나타났다. 변이계수의 평균값을 기준으로 할 때, 60세 미만 남성 집단의 가구 소득 안정성은 0.3131로 가구 근로소득의 0.3075보다 낮았고, 중앙값의 경우에도 가구 소득의 안정성이 가구 근로소득의 그것보다 낮았다. 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단의 가구 소득 안정성 또한 변이계수의 중앙값이나 평균값 모두 가구 근로소득의 안정성보다 낮은 것으로 분석되었다. 하지만, 60세 이상의 노인 집단에서는 재산소득이 소득의 안정성을 높이는데 기여하고 있음을 알 수 있다.

4) 사적이전 후 소득의 안정성

사적이전 후 소득은 가구 소득에 친척과 친지, 사회단체 등이 제공한 이전소득을 더한 것이다. 따라서 사적이전 후 소득의 안정성과 가구 소득의 안정성 사이에 발생하는 차이는 소득 안정성에 대한 공동체의 효과에 기인한 것이라고 할 수 있다. 사적이전 후 소득의 안정성에 나타나는 변화양상은 평균값으로 측정할 경우와 중앙값으로 측정할 경우에 다르게 나타난다. 즉, 평균값으로 측정한 경우 사적 이전소득은 대체로 소득의 안정성을 높이는 경향이 있지만, 중앙값으로 측정한 경우에는 꼭 그렇지만은 않다는 것이다. 가령, 평균값을 기준으로 가구 소득의 안정성과 사적이전 후 소득의 안정성을 비교해보면, 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단의 소득안정성은 0.3130에서 0.3098로 변화하여 소득의 안정성이 더 높아진 것으로 나타난다. 하지만, 중앙값을 기준으로 하면 소득의 안정성은 0.2523에서 0.2529로 오히려 낮아진다. 평균값으로 측정할 경우에 소득의 안정성이 극히 낮은 개인들(극단치)의 영향이 민감하게 반영된다는 점을 고려하면서 이러한 결과를 해석해 본다면, 가구 소득의 안정성이 극히 낮은 개인들이 사적 이전소득을 통해 소득안정성을 더 확보하고 있다고 말할 수 있다. 이를 보다 명확하게 살펴보기 위해서는 소득의 안정성이 낮은 개인들에 초점을 맞춘 분석이 필요한데, 뒤에서 이루어질 것이다.

5) 공적이전 후 소득의 안정성

공적이전 후 소득은 사적이전 후 소득에 공공부조와 사회보험 급여와 같은 공적 이전소득을 더한 것이다. 공적이전 후 소득의 안정성을 사적이전 후 소득의 안정성과 비교해보면, 사회보장제도의 소득안정화 효과를 알 수 있다. 모든 집단에서 공적이전 후 소득의 안정성은 사적이전 후 소득의 안정성보다 더 높다. 즉, 모든 집단에서 사회보장 급여는 소득을 안정화시키는 역할을 수행하고 있다. 평균값을 기준으로 할 때, 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단은 공적이전 후 평균소득액의 아래위로 30.22%의 소득 변동을 경험하고 있는데, 이는 사적이전 후 소득의 30.87%의 변동 폭 보다는 적은 것이다. 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단이나 60세 미만의 남성 집단, 60세 이상의 집단에서도 공적이전 후 소득의 변동 폭은 30.22% ~ 42.88% 사이에 있어 사적이전 후 소득의 변동 폭 30.87% ~ 44.33%보다 적다. 중앙값을 기준으로 할 때도 공적이전 후 소득의 변동 폭은 사적이전 후 소득의 변동 폭보다 적다.

나. 소득원별 소득안정화 효과

이제 앞의 식 (3)을 적용하여 소득안정성의 변화율을 살펴보자. 각각의 소득구성요소는 시장·가족·국가·공동체라는 소득원에 의해 제공되는 소득이 순차적으로 더해지는 식으로 구성된다. 따라서 이를 분해하여 소득안정성의 변화율을 구하면, 각각의 소득원이 가지는 소득안정화 효과를 구할 수 있다. <표 3>은 변이계수의 평균값을 기준으로 하여 소득안정성의 변화율을 구한 것이다.

먼저 □가구 소득 - 개인 근로소득□의 변화율은 가구 소득의 변이계수 평균값에서 개인 근로소득의 변이계수 평균값을 뺀 값이 개인 근로소득의 변이계수 평균값에서 차지하는 비중을 백분율로 나타낸 것이다. 이 값은 가구 내에서의 소득 재분배를 통해 발생한 변이계수 평균값의 변화 정도를 말하며, 결국 가족이라는 소득원의 소득안정화 효과를 나타낸다고 볼 수 있다. 마찬가지의 맥락에서 □사적이전 후 소득 - 가구 소득□의 변화율은 공동체라는 소득원의 소득안정화 효과를 나타내며, □공적이전 후 소득-사적이전 후 소득□은 국가라는 소득원의 소득안정화 효과를 의미하는 것이라고 볼 수 있다.

<표 3>소득구성요소의 추가에 따른 소득안정성의 변화율; 변이계수의 평균값을 중심으로

자료: 한국노동패널 2, 3, 4차 조사자료. 표본의 추출확률과 응답률을 고려한 한국노동패널 1998의 가중       치로 가중화함.

주 : <표 2>의 분석결과를 통해 계산함.

	가구소득 - 개인 근로소득	사적이전 후 소득 - 가구 소득	공적이전 후 소득 - 사적이전 후 소득
배우자 없는 여성(60세 미만)	-41.37	-7.63	-2.11
배우자 있는 여성(60세 미만)	-63.86	-1.02	-1.26
남성(60세 미만)	-35.26	0.00	-0.57
60세 이상	-45.54	-11.96	-3.27

분석 결과, 가족의 소득안정화 효과가 다른 소득원에 비해 훨씬 큼을 알 수 있다. 가구원들 사이에서 이루어지는 근로소득이나 재산소득의 재분배는 소득의 안정성이 낮은 가구원의 소득안정성을 높이는데 매우 중요하다. 특히 60세 미만의 배우자 있는 여성의 경우 가족은 개인근로소득의 불안정성을 63.86% 줄인다. 반면에 60세 미만의 배우자 없는 여성은 가족을 통해 개인근로소득의 불안정성을 41.37% 줄이는데 그치고 있다. 한편, 60세 미만의 남성은 가구의 생계를 주로 책임져야 하는 위치에 있는 주 소득자인 관계로, 가구 내의 재분배를 통한 소득 안정성의 변화 정도는 네 개의 집단 중 가장 적다.

가족의 소득 안정화 효과에 비하면 공동체나 국가의 소득 안정화 효과는 매우 작다. 하지만, 공동체나 국가라는 소득원은 시장이나 가족을 통해 소득안정성을 확보하기가 어려운 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단이나 60세 이상의 노인 집단에서 상대적으로 큰 소득안정화 효과를 가진다는 점에서 매우 중요하다. 우선 공동체라는 소득원은 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단의 소득 안정성을 높이는데 기여한다. 이들은 공동체로부터 제공받은 사적 이전소득을 통해 가구 소득의 불안정성을 7.63% 줄일 수 있다. 공동체의 효과가 특히 크게 나타나는 집단은 60세 이상의 노인집단이다. 60세 이상의 노인집단은 공동체를 통해 가구 소득의 불안정성을 11.96% 줄이고 있다. 이와는 대조적으로 60세 미만의 남성 집단이나 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단에서 공동체의 소득 안정화 효과는 거의 없다. 그러나 국가라는 소득원의 소득안정화 효과는 모든 집단에서 존재하는 것으로 분석되었다. 한편, 인구집단별로 보면 가족의 소득안정화 효과는 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단에서 가장 크며, 공동체와 국가의 소득안정화 효과는 모두 60세 이상의 노인 집단에서 가장 큰 것으로 나타났다.

다. 저소득계층의 소득원별 소득안정성

저소득계층에서는 소득 구성요소별로 소득의 안정성이 어떻게 변화하며, 각 소득원들의 소득안정화 효과는 어떠한지를 살펴보자. 여기에서 저소득계층은 1998년 ~ 2000년의 3개년 간 평균 근로소득이 가장 낮은 하위 25%의 표본으로 정의했다.

<표 4> 저소득계층의 소득 안정성(변이계수) 분포;  1998 ~ 2000

자료: 한국노동패널 2, 3, 4차 조사자료. 표본의 추출확률과 응답률을 고려한 한국노동패널 1998       의 가중치로 가중화함.

소득의 구성요소	인구집단	평균근로소득이 가장 낮은 사사분위집단
		사례수	변이계수의 평균값
개인 근로소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	31	1.2806
	배우자 있는 여성(60세 미만)	395	1.4170
	남성(60세 미만)	133	1.3987
	60세 이상	137	1.1724
가구 근로소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	31	0.5773
	배우자 있는 여성(60세 미만)	395	0.3878
	남성(60세 미만)	133	0.5814
	60세 이상	137	0.6428
가구 소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	31	0.4923
	배우자 있는 여성(60세 미만)	395	0.3809
	남성(60세 미만)	133	0.5512
	60세 이상	137	0.5968
사적이전후 소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	31	0.4124
	배우자 있는 여성(60세 미만)	395	0.3709
	남성(60세 미만)	133	0.5383
	60세 이상	137	0.4988
공적이전후 소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	31	0.3976
	배우자 있는 여성(60세 미만)	395	0.3630
	남성(60세 미만)	133	0.5243
	60세 이상	137	0.4859

<표 4>의 분석 결과를 앞의 <표 2>와 비교해보면, 모든 소득구성요소에서 소득의 안정성이 전체 표본에 대한 분석 결과보다 낮음을 알 수 있다. 특히 노동시장을 통해 획득하는 개인 근로소득의 불안정성은 전체 표본의 그것보다 훨씬 높음을 알 수 있다. 이는 저소득 계층의 소득 안정성이 낮은 주된 이유가 바로 시장 소득의 불안정성에 있음을 잘 보여준다. 노동시장에서의 소득 안정성이 워낙 낮기 때문에, 가족·국가·공동체라는 다른 소득원이 추가되더라도 이들의 소득 불안정성은 충분히 상쇄되지 않는다는 것이다. 특히 주목해야 할 것은 60세 미만 남성 집단의 근로소득 안정성이 매우 낮다는 점이다. 전체 표본을 대상으로 한 앞의 <표 2>의 분석에서는 이들의 근로소득 안정성이 가장 높았지만, 여기에서는 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단이나 60세 이상의 노인 집단보다도 60세 미만 남성 집단의 개인 근로소득 안정성이 더 낮은 것으로 나타났다. 노동시장에서의 이들의 높은 소득 불안정성은 공동체나 국가의 소득안정화 효과가 이 집단에서 특히 미미하다는 점과 결합하여, 공적이전 후 소득을 기준으로 할 때도 가장 낮은 소득안정성을 가지도록 한다.

<표 5> 소득구성요소의 추가에 따른 저소득 계층 소득안정성의 변화율; 변이계수의 평균값을 중심으로

자료: 한국노동패널 2, 3, 4차 조사자료. 표본의 추출확률과 응답률을 고려한 한국노동패널 1998의 가중       치로 가중화함.

주 : <표 4>의 분석결과를 통해 계산함.

평균근로소득이 가장 낮은 사사분위 집단
	가구 소득 - 개인 근로소득	사적이전 후 소득 - 가구 소득	공적이전 후 소득 - 사적이전 후 소득
배우자 없는 여성(60세 미만)	-61.56	-16.23	-3.59
배우자 있는 여성(60세 미만)	-73.12	-2.61	-2.14
남성(60세 미만)	-60.59	-2.33	-2.61
60세 이상	-49.10	-16.42	-2.58

한편, 소득구성요소들을 순차적으로 분해하여 소득안정성의 변화율을 구해 본 결과는 <표 5>에 제시되어 있다. 이를 통해 취약계층에서 각 소득원의 소득안정화 효과가 어떻게 나타나는지를 살펴보자. 가족이라는 소득원의 소득안정화 효과가 가장 크다는 점과, 시장이나 가족을 통해 소득안정성을 확보하기가 어려운 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단이나 60세 이상의 노인 집단에서 공동체와 국가라는 소득원이 상대적으로 중요한 역할을 수행한다는 점은 전체 표본을 대상으로 한 <표 3>의 분석결과와 유사하다. 그러나 저소득 계층에 초점을 둔 <표 5>의 분석결과에서 특징적인 것은 공동체나 국가의 소득안정화 효과가 전체 표본의 그것보다 더 크다는 점이다. 물론, 가족의 소득안정화 효과도 더 커졌지만, 그 정도는 공동체나 국가에 비해 덜하다. 결국, 저소득 계층이 소득의 안정성을 확보하는데에는 공동체나 국가의 역할이 상대적으로 더 중요함을 알 수 있다. 또한, 전체 표본에 대한 분석 결과에서 공동체의 역할이 드러나지 않았던 60세 미만의 남성 집단도 공동체를 통해 소득의 불안정성을 약 2.33% 줄이는 것으로 나타났다. 이는 공동체의 소득 안정화 효과가 주로 저소득계층에 집중될 것이라는 앞에서의 예측이 틀리지 않았음을 의미한다.

인구집단별로 각 소득원의 소득 안정화 효과를 비교해보면, 가족은 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단에서 가장 큰 효과를 가지는 반면, 공동체는 60세 이상의 노인집단에서, 국가는 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단에서 가장 큰 효과를 가지는 것으로 분석되었다.

라. 조정된 소득 안정성의 변화와 소득원별 소득안정화 효과

가족·국가·공동체의 소득 안정화 효과를 보다 정확하게 살펴보기 위해서는 소득의 안정성에 영향을 미칠 수 있는 개인적 속성들이 통제될 필요가 있다. 이 연구에서는 개인적 속성에 따른 이질성을 제거하기 위해, 개인의 학력과 거주지역, 가구구성원의 수를 공변수(covariates)로 한 공분산분석(ANCOVA)을 시행한다. 공분산분석을 통해 공변수들의 부분 회귀계수가 동일함을 가정할 수 있다면, 그것을 활용하여 공변수들의 영향을 제거한 변이계수의 평균값을 산출할 수 있다. 공변수들의 영향을 제거한 변이계수의 평균값은 개인적 속성에 따른 여러 이질성이 통제된 상태에서 각 집단에 속한 개인의 소득 안정성이라고 할 수 있다. 여기에서는 이렇게 조정된 소득 안정성이 소득 구성요소에 따라 어떻게 변화하는지를 살펴보고, 그를 분해하여 소득원별 소득안정성의 변화정도를 분석할 것이다.

여기에서 말하는 개인적 속성들이란 소득의 안정성을 결정하는 요인과는 구별된다. 일반적으로 소득의 안정성은 ①취업여부, 근로시간 등의 노동공급적 특성, ② 직종, 고용형태, 종사상지위와 같은 노동시장에서의 위치, 　③가구 지위의 변화, 분가 및 합가, 가구주의 사망 등과 같은 가구구성의 변화 요인들 ④　가족, 공동체, 국가와 같은 소득원의 제도적 특성들에 의해 결정된다.

공분산분석 결과 공통기울기를 가정할 수 있었다. 공분산분석의 결과는 <부표 1>부터 <부표 4>까지에 제시되어 있다.

<표 6>은 공변수들의 영향을 제거한 변이계수의 평균값을 통해 조정된 소득안정성의 정도를 소득 구성요소에 따라 정리한 것이다. 우선 개인 근로소득의 안정성부터 살펴보자. 개인 근로소득의 안정성은 60세 미만의 남성 집단에서 가장 높았다. 공변수들의 영향을 제거하지 않았을 경우와 비교할 때, 이들의 소득 안정성은 조금 낮아져서 3년간 평균 근로소득액에서 아래위로 51.15% 정도의 근로소득액 변동을 경험하였다. 한편, 60세 미만의 배우자 없는 여성의 개인 근로소득 안정성은 개인적 속성에 따른 이질성을 통제하지 않을 때보다 더 높아졌다. 60세 미만의 배우자 있는 여성이나 60세 이상의 노인들도 개인적 속성에 따른 이질성을 통제한 후 소득의 안정성이 좀 더 높아졌지만, 여전히 60세 미만의 남성 집단이나 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단보다는 소득의 안정성이 낮았다.

가구 근로소득을 고려하면, 개인 근로소득에서 나타났던 소득 안정성의 양태가 확연히 달라진다. 여전히 60세 미만의 남성 집단에서 소득의 안정성이 가장 높지만, 그 증가폭이 가장 큰 집단은 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단이다. 개인적 속성에 따른 이질성을 통제하더라도, 가구에 속한 다른 가구원의 근로소득 재분배를 통해 가장 큰 수혜를 받은 집단은 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단이라는 것이다. 60세 이상의 노인집단이나 60세 미만의 배우자 없는 집단은 가구 내에서의 소득 재분배를 통한 소득 안정성 증가 정도가 다른 두 집단에 비해 적다. 이는 이 두 집단의 가구 구성이 다른 두 집단에 비해 취약하기 때문이다. 재산소득까지를 고려한 가구 소득의 안정성을 살펴보면, 60세 미만 남성 집단과 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단의 소득 안정성은 가구 근로소득만을 고려할 때보다 더 낮아진다. 그러나 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단이나 60세 이상의 노인 집단에서는 재산소득이 소득의 안정성을 높이는데 기여하고 있다.

<표 6> 조정된 소득 안정성(변이계수)의 분포;  1998 ~ 2000

자료: 한국노동패널 2, 3, 4차 조사자료. 표본의 추출확률과 응답률을 고려한 한국노동패널        1998의 가중치로 가중화함.

주 : 소득구성요소별 소득의 안정성을 종속변수로 하고 인구집단을 독립변수로, 개인의 학력과 거주지역, 가구구성원의 수를 공변수로 한 공분산분석을 통해 조정된 평균값을 활용함.

소득의 구성요소	인구집단	사례수	조정된 변이계수의 평균값
개인 근로소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	101	0.5576
	배우자 있는 여성(60세 미만)	996	0.8432
	남성(60세 미만)	1499	0.5115
	60세 이상	237	0.8842
가구 근로소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	101	0.3267
	배우자 있는 여성(60세 미만)	996	0.3202
	남성(60세 미만)	1499	0.3186
	60세 이상	237	0.5197
가구 소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	101	0.3123
	배우자 있는 여성(60세 미만)	996	0.3191
	남성(60세 미만)	1499	0.3226
	60세 이상	237	0.4824
사적이전후 소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	101	0.2994
	배우자 있는 여성(60세 미만)	996	0.3177
	남성(60세 미만)	1499	0.3231
	60세 이상	237	0.4290
공적이전후 소득	배우자 없는 여성(60세 미만)	101	0.2915
	배우자 있는 여성(60세 미만)	996	0.3123
	남성(60세 미만)	1499	0.3201
	60세 이상	237	0.4035

다음으로, 사적이전 소득이 추가되면 소득의 안정성은 높아진다. 다만, 60세 미만의 남성 집단에서는 소득의 안정성이 약간 더 낮아지는데, 이는 앞의 분석결과들과 유사한 것이다. 여기에 공적이전 소득까지를 더 고려하면, 모든 집단에서 소득의 안정성은 다시 높아져서 개인들의 소득 변동 의 폭이 사적이전 후 소득의 변동 폭보다 적다.

마지막으로, 개인적 속성에 따른 여러 이질성이 통제된 상태에서 가족·국가·공동체의 소득 안정화 효과가 어떠한지를 소득안정성의 소득원별 변화율을 살펴본 결과가 <표 7>에 제시되어 있다. 가족이라는 소득원의 소득안정화 효과가 가장 크다는 점은 여러 이질성을 통제하지 않았던 <표 3>의 분석결과와 동일하다. 그러나 가족이 가지는 소득안정화 효과의 크기는 조금 달라진다. 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단과 60세 미만의 남성 집단에서 가족이라는 소득원의 소득안정화 효과는 약간씩 더 커진 반면, 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단과 60세 이상의 노인 집단에서는 약간 작아졌다. 또한, 가족의 소득안정화 효과는 배우자 있는 여성 집단에서 가장 큰 것으로 나타나는데, 이들은 가족을 통해 개인 근로소득의 불안정성을 62.16% 나 줄여나간다.

개인의 속성에 따른 여러 이질성을 통제할 때, 공동체의 소득안정화 효과는 60세 미만의 남성 집단에서만 약간 커졌고 나머지의 집단에서는 모두 작아졌다. 공동체는 주로 60세 이상 노인 집단의 소득 안정성을 높이는데 크게 기여하고 있는데, 이들은 공동체로부터의 소득이전을 통해 가구  소득의 불안정성을 11.07% 줄인다. 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단에서도 공동체의 소득안정화 역할은 중요하다. 이들은 사적 이전을 통해 가구 소득의 불안정성을 4.13% 줄였다. 하지만, 60세 미만의 남성 집단은 공동체로부터의 소득 이전을 통해 오히려 소득의 안정성이 낮아졌다.

<표 7> 조정된 소득안정성의 변화율; 변이계수의 평균값을 중심으로

자료: 한국노동패널 2, 3, 4차 조사자료. 표본의 추출확률과 응답률을 고려한 한국노동패널 1998의 가중       치로 가중화함.

주 : <표 6>의 분석결과를 통해 계산함.

	가구 소득 - 개인 근로소득	사적이전 후 소득 - 가구 소득	공적이전 후 소득 - 사적이전 후 소득
배우자 없는 여성(60세 미만)	-43.99	-4.13	-2.64
배우자 있는 여성(60세 미만)	-62.16	-0.43	-1.70
남성(60세 미만)	-36.93	0.15	-0.93
60세 이상	-45.44	-11.07	-5.94

국가의 소득안정화 효과는 개인의 속성에 따른 여러 이질성을 통제할 때 더 커진다. 또한 공동체와 마찬가지로 국가의 소득안정화 효과는 60세 이상 노인집단에서 가장 크게 나타나며, 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단에서 그 다음으로 크게 나타난다. 사적 이전을 통해 소득안정성이 증가되지 않았던 60세 미만의 남성 집단도 공적 이전을 통해 사적이전 후 소득의 불안정성을 약 0.9% 줄이고 있다.

IV. 결론 및 함의

이 연구에서는 다양한 소득 구성요소를 활용하여 네 개의 인구집단별로 개인의 소득 안정성이 어떻게 변화하는지를 살펴보았다. 또한 각각의 소득구성요소가 소득원에 의해 제공되는 소득이 순차적으로 더해지는 식으로 구성된다는 점에 기초하여, 가족·국가·공동체라는 소득원이 가지는 소득안정화 효과를 살펴보았다. 그 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 개인의 근로소득 안정성은 60세 미만의 남성 집단에서 가장 높은 것으로 나타났다. 이러한 분석결과는 이 집단이 60세 미만의 여성 집단이나 60세 이상의 노인 집단에 비해 노동시장에서 가장 활발하게 활동할 수 있는 인구학적 특성을 가지고 있기 때문이다. 또한, 60세 미만 여성 집단의 개인 근로소득 안정성이 60세 미만의 남성 집단에 비해 낮은 것은 노동시장에서의 취약한 여성 지위를 잘 보여주는 것이다. 그러나 60세 미만의 여성 집단 내부에서도 배우자의 유무에 따라 개인 근로소득의 안정성에 큰 차이가 있고, 배우자 있는 여성의 개인 근로소득 안정성이 더 낮다는 점은 노동시장에서의 여성 차별 못지않게, 노동시장 참여 의지도 중요함을 시사한다. 배우자 있는 여성의 경우, 남성인 배우자의 근로소득을 통해 소득의 안정성을 높일 수 있다는 점 때문에 상대적으로 노동시장에의 적극적 참여가 이루어지지 않는다는 것이다. 한편, 60세 이상의 노인 집단은 개인 근로소득의 안정성이 가장 낮아서, 가족이나 공동체, 혹은 국가를 통한 소득 안정화의 필요성이 매우 큰 것으로 나타났다.

둘째, 여성의 소득 안정성과 관련해서는 다른 가구원, 특히 배우자의 근로소득이 대단히 중요한 역할을 수행하고 있음이 밝혀졌다. 개인 근로소득의 안정성이 매우 낮았던 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단은 가구 근로소득 안정성이나 가구 소득 안정성의 경우에는 60세 미만의 남성 집단과 거의 유사한 수준에 있다. 반면에 다른 가구원을 통한 가구 내의 소득재분배 가능성이 상대적으로 낮을 수밖에 없는 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단이나 노인 집단은 가구 근로소득 안정성이나 가구 소득의 안정성이 다른 두 집단보다 낮은 것으로 분석되었다.

셋째, 사적 이전 후 소득의 안정성에 대한 분석결과, 사적 이전 후 소득은 소득의 불안정성이 큰 저소득 계층의 소득 안정성을 높이는데 기여하고 있음이 드러났다. 전체 표본의 경우 60세 미만의 남성 집단이나 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단은 사적 이전을 통해 소득 안정성을 증가시키지 못하지만, 저소득 계층만을 표본으로 하는 경우에는 사적 이전이 소득 안정성을 증가시키는 것으로 나타난 것이다.

넷째, 공적 이전 후 소득의 안정성은 저소득 계층만을  표본으로 하는 경우에 좀 더 높아지지만, 전체 표본에서도 높아졌다. 즉, 모든 집단에서 사회보장 급여는 소득의 안정성을 높이는데 기여하고 있는 것이다. 또한 60세 미만의 남성 집단이나 60세 미만의 배우자 있는 여성 집단도 공적 이전 후 소득의 안정성은 사적 이전 후 소득 안정성보다 높은 것으로 분석되었다. 이는 공적 이전이 사적 이전에 비해 보다 넓은 소득계층을 대상으로 이루어지고 있음을 의미하는데, 사회보험 급여의 특성 때문인 것으로 해석된다.

다섯째, 가족·국가·공동체는 모두 개인의 소득을 안정화하는 역할을 수행하고 있음이 드러났다. 특히 가족의 소득 안정화 효과는 다른 소득원에 비해 월등히 높다. 가족의 역할과 비교하면 공동체나 국가의 소득 안정화 효과는 작은 편이다. 특히 국가의 소득 안정화 효과는 공동체의 효과보다도 적은 것으로 나타났는데, 이는 우리나라에서 아직까지 사회보장제도의 역할이 대단히 미흡함을 의미한다. 하지만, 국가나 공동체는 시장이나 가족이라는 소득원을 통해 소득의 안정성을 확보하지 못하는 집단의 소득 안정성을 높이는데 있어 특히 중요한 역할을 수행한다. 60세 미만의 배우자 없는 여성 집단과 60세 이상의 노인 집단은 노동시장에서 취약한 위치에 있을 뿐더러, 가구 구성의안정성도 떨어지기 때문에 시장이나 가족이라는 소득원을 통해 소득 안정성을 확보하기가 쉽지 않다. 국가나 공동체는 이들의 소득 안정성을 높이는 중요한 원천이다.

한편, 이상의 분석 결과가 함의하는 바는 다음과 같이 정리될 수 있다.

첫째, 개인 소득의 안정성과 관련하여 시장과 가족의 역할은 대단히 중요하다. 60세 미만 남성 집단의 소득 안정성이 다른 집단에 비해 높은 이유는 이들의 개인 근로소득 안정성이 다른 집단에 비해 월등히 높기 때문이다. 이는 저소득 계층에서 60세 미만 남성 집단의 소득 안정성이 다른 집단보다 낮으며, 그 이유의 상당 부분은 이들의 개인 근로소득 안정성이 낮다는 데에 있다는 것에서도 잘 드러난다. 1차 소득원이라고 할 수 있는 시장에서의 소득 안정성 확보를 위해서는 근로 빈곤계층에 대한 다양한 노동시장정책이 제도화되어야 할 것이다. 한편, 가구 구성의 안정성 또한 소득의 안정성을 확보하는 핵심적인 요인임이 밝혀졌다. 따라서 가구 구성의 안정성을 강화하거나 가구 구성의 취약성이 더 커지지 않도록 억제할 수 있는 가족 정책이 함께 고려되어야만 보다 효과적인 소득 안정성의 증진이 가능할 것이다.

둘째, 노동시장의 유연화와 가구 구성의 안정성 약화는 지속적으로 가속화될 가능성이 높다. 그런 측면을 고려한다면, 소득의 안정화를 위한 공동체나 국가의 중요성은 이 시점에서 크다고 할 수 있다. 더 나아가 가구 구성의 안정성 약화가 필연적으로 공동체의 약화를 초래할 수 있다는 점도 염두에 둔다면, 소득 안정성과 관련해서는 국가의 역할에 의지할 필요성이 더더욱 커진다. 사회보장제도가 확대되고 그 급여의 수준이 높아져야 할 필연성은 바로 여기에 있는 것이다. 분석 결과, 우리나라에서 소득 안정성과 관련된 국가의 역할은 여전히 제한적이었다. 시장이나 가족, 공동체라는 소득원을 통해 소득의 안정성을 확보하는 길이 점차로 험해지는 현실에서 그것을 상쇄할 수 있는 현실적인 방안이 무엇인지는 이쯤에서 훨씬 뚜렷해진다.

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【제5주제】

여성과 근로

기혼여성 출산 후 경력단절 및 노동시장 복귀에 관한 분석

결혼과 출산을 중심으로 한 여성취업률의 동태적 분석

여성가구주의 빈곤화와 빈곤가구의 사회경제적 특성

기혼여성의 출산 후 경력단절 및 노동시장 복귀에 관한 분석

김 지 경*

본 연구는 노동시장 이행을 중점적으로 분석할 수 있는 한국노동패널(KLIPS)자료를 이용하여 출산과 양육으로 인한 경력단절의 양상과 출산 후 노동시장으로의 복귀를 결정하는 요인을 콕스비례재해률모형(Cox Regression Hazard Model)으로 분석한 연구이다. 분석 결과 출산으로 인한 경력단절 상태에서 노동시장으로의 복귀를 결정하는데 있어 학력이라는 인적자본의 정(+)의 효과가 뚜렷이 나타났으며, 자녀보육대행자가 있는가의 여부에 따라 출산 후 경력단절 상태에서 노동시장으로 복귀할 이행률이 2배 이상 차이가 나는 것으로 밝혀졌다. 또한 출산 전 취업형태가 임금근로일 경우 출산으로 발생한 경력단절상태에서의 노동시장 복귀로의 이행률이 비임금근로자보다 낮은 것으로 나타났는데, 이는 상대적으로 노동시장에 복귀하기가 용이한 비임금근로가 여성의 경력단절을 막을 수 있는 하나의 대안이 될 가능성이 높은 것으로 볼 수 있다.

Ⅰ. 문제제기

1990년대 이전의 여성인력에 대한 관심이 "성차별(gender discrimination)"이었다면, 1990년대 이후부터 최근까지 여성인력에 대한 논의는 □저활용 (underutilization)"을 중심으로 이루어져 왔다. 여성인력 저활용에 관한 관심과 논의들이 끊이지 않는 것은 이 문제가 인적자원의 측면에서뿐만  아니라 국가의 경쟁력을 저해하게 되는 요인이 됨을 인식하게 되었기 때문이다.

산업화 이후 우리나라의 여성노동력은 1963년 36.0%의 경제활동참가율에서 2001년 48.8%로 증가하는 양적인 변화와 더불어 질적으로도 저학력과 저연령의 단순인력 중심에서 벗어나 고학력화되고 전문화되고 있는 추세로 나타난다(최강식□정진화, 1997; 통계청 2002; 강우란, 2002). 그러나 이러한 양적□ 질적인 성장에도 불구하고 여전히 여성인력의 저활용이 문제시되고 있는 것은 출산과 육아로 인한 20대∼30대의 노동시장 □단절□에서 그 원인을 찾을 수 있다.

출산 후 장기간 노동시장활동이 단절되면 고용주는 채용, 승진, 교육, 임금에 있어서 여성을 차별하게 되고, 여성의 입장에서도 가장 활발히 일해야 할 시기에 일정기간 경력이 단절된 후 다시 취업하려면 업무 수행에 필요한 지식이나 기술을 다시 습득해야하는 어려움이 있다(매일경제사, 2001).

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* 한국노동연구원 연구원 jkkim@kli.re.kr

또한 여성들이 재취업을 위한 노력과정에서 차별적인 인사제도 및 심각한 경력단절을 경험하게 되면 이들은 실망노동자(discouraged worker)가 되어 스스로 노동시장 참가를 포기하거나 노동시장을 탈퇴하기 쉬우며, 재취업을 한다 해도 대부분 이전 직장 수준의 일자리로 복귀하지 못하고 하향취업을 하게된다. 이처럼 출산 후 여성의 하향취업이 일반적 현상으로 된다면 성별 직업 및 직급 격리현상은 심화될 것이며, 여성인력에 대한 의식 또한 부정적으로 고착될 것이다. 결국, 출산 및 양육으로 인한 기혼여성의 경력단절은 여성인력이 저활용될 수밖에 없는 악순환의 고리를 낳게 된다.

산업화 이후 급속도로 증가한 우리나라 여성 전체의 경제활동참가율과 결혼 및 출산 연령층에 해당하는 20대 후반∼30대 초반 여성의 1990년대 이후의 경제활동참가율을 근거로 우리나라 여성의 노동공급 유형인 □M'자형이 상당히 완화되었다고 보는 최근 연구(금재호, 2002; 통계청, 2002)들이 있다. 그러나 이러한 여성취업의 유형변화가 출산 및 육아로 이어지는 생애 주기 단계에 따른 경력단절의 완화라고 보기에는 논란의 여지가 많다.

그 이유는 첫째, 횡단적자료(cross-sectional data)에 기반하고 있는 여성의 경제활동참가율은 여성취업 유형의 전체적인 변화 상을 보여주기는 하지만, 생애주기 단계에 따른 여성의 노동시장 진입과 탈퇴의 원인 및 과정에 대해서는 제대로 포착해내지 못하기 때문이다. 둘째, M자형의 두 꼭지점에 해당하는 연령인 20대 초반과 40대의 취업구조를 살펴보면, 20대 초반의 대다수가 서비스업과 제조업의 사무직, 생산직에 임금근로자의 형태로 취업하고 있는 반면 30대 후반 이후의 여성들은 주로 농림어업직과 판매서비스직에서 자영업자나 무급가족종사자로 취업하고 있다. 결국 이들 두 집단은 구성원이 동일한 집단이기보다는 전혀 다른 두 개의 집단일 가능성이 크다고 볼 수 있다(장지연□김지경, 2001). 그러므로 □M□자형의 완화로 보이는 여성 취업유형의 변화는 동일한 일자리에서의 연속적인 취업이 아니라, 출산과 육아로 인한 단절이후 이전의 일자리와는 다른 일자리에서의 불연속적 형태 또는 새로운 노동시장 진입자에 의한 유형의 변화인 것이다.

이러한 맥락에서 볼 때, 경제활동참가율의 증가만을 가지고 여성의 취업경력유형이 불연속적 형태를 벗어나는 것으로 기대하는 것은, 횡단면 자료(cross-sectional data)의 분석결과를 지나치게 확대 해석하는 오류를 범하는 것이다(김영옥, 1998).

생애 주기에 따른 여성노동의 역동적 이행과정을 정확히 분석하기 위해서는 종래의 횡단면 자료(cross-sectional data)를 중심으로 한 정태분석(static analysis)에서 탈피하여 종단면 자료(longitudinal data)를 중심으로 한 동태(dynamic analysis)분석이 필요하다.

외국에서는 정태분석의 한계점을 보완하여 여성의 노동시장 진입과 탈퇴 과정에 대해 상세한 정보를 제공할 수 있는 동태분석기법을 발달시켜왔으나, 우리나라에서는 소수의 연구(이재열, 1996; 김영옥, 1998; 장지연□김지경, 2001; 성지미, 2001; 박수미, 2002)에서만 여성의 생애주기에 따른 취업활동을 동태적으로 분석하려는 시도가 있었다. 그럼에도 불구하고 적절한 자료의 부족으로 여성노동력 연구에 있어서 출산과 양육시기를 중심으로 한 경력 단절의 영향요인 및 과정을 심도 있게 관찰할 수 있는 동태적 분석연구는 활발하게 진행되지 못하였다.

1998년부터 시행된 한국노동연구원의 한국노동패널(KLIPS: Korea Labor and Income Panel Study) 자료는 현재 국내 유일의 패널자료이며, 이 자료를 이용한 소수의 연구들이 우리나라 전체 여성의 노동시장 이행을 설명하려는 시도를 행하여왔다. 그러나 여성경력단절의 가장 큰 요인이 되는 기혼여성의 출산과 출산으로 인한 경력단절 기간이후의 노동시장 재진입 등 여성 경력단절의 주요 요인을 중심으로 한 미시적 분석연구는 미미한 수준이다.

이에 본 연구는 여성 경력단절의 시발점이라 할 수 있는 첫 자녀의 출산 시기를 중심으로, 우리나라 기혼여성인력의 노동시장 진입과 탈퇴에 관한 동태분석을 행하고자 한다. 이를 위하여 본 연구는 노동시장 이행을 중점적으로 분석할 수 있는 한국노동패널(KLIPS)자료를 이용하여 출산과 양육으로 인한 우리나라 여성의 노동시장 경력단절의 양상을 살펴보고, 출산 후 노동시장으로의 복귀를 결정하는 요인을 체계적으로 연구하고자 다음과 같은 구체적인 연구문제를 설정하였다.

첫째, 출산으로 인한 경력단절기간의 양상을 살펴본다.

둘째, 출산 후 노동시장 복귀여부에 따른 특성과 복귀기간에 따른 특성을 파악한다.

셋째, 출산 후 경력단절상태에서 노동시장으로의 복귀를 결정하는 요인을 분석한다.

이러한 분석과정을 통하여 본 연구는 우리나라 기혼여성들이 경력단절로 인한 인적자원의 마모 없이 노동시장에서 연속적인 취업상태를 유지하도록 하기 위한 정책적 대안들을 확립하는 데 구체적이고 실질적인 정보를 제공하고자 한다.

Ⅱ. 선행연구

출산을 중심으로 여성의 노동시장 진입과 탈퇴에 관해 분석한 서구의 연구들을 살펴보면, 여성들이 출산 후 노동시장으로의 복귀가 빨라지고 있다는 연구들과 여전히 많은 여성들이 출산 후 노동시장에 되돌아올 가능성이 낮다는 연구들로 서로 상반된 결과를 보여준다.

출산 후 기혼여성들의 노동시장 복귀가 빨라진다고 밝힌 Desai & Waite(1991)는 점차 여성들이 출산하기 전까지 일자리를 보유하다가 늦게 노동시장에서 퇴장하고, 출산 후 빠르게 진입함으로써 경력단절을 최소화하려는 경향이 있다고 하였다. 영국의 여성노동시장 참가율의 변화를 검토한 Dex & Joshi(1999)도 이러한 의견에 동의하면서, 여성의 경제활동참가율 증가의 주요 요인은 여성이 출산 이후 짧은 공백을 두고 복귀하기 때문이라고 하였다. 이들의 견해를 뒷받침하는 Garret과 그의 동료들(1990)은 미국의 NLSY(National Longitudinal Survey of Youth)자료를 분석하여 임신 이후 노동시장에서 탈퇴한 여성 중 적지 않은 여성이 재진입을 하고, 임신 전 취업상태였던 여성의 73%가 출산 후 1년 이내에 직장에 복귀함을 밝혔다. 이러한 의견과는 달리 Even(1987)은 출산이후 경력단절에 관한 연구를 통하여 분석대상의 대부분이 □L□자 형의 분포를 이루어, 여전히 많은 여성들이 노동시장에 복귀할 가능성이 매우 낮다고 밝혔다.

이상의 선행연구 검토와 함께 기혼여성들이 출산으로 인한 경력단절 기간을 최소화하면서 노동시장에 복귀하는데 있어 영향을 미치는 요인들을 인구학적 특성, 인적자본, 가족 및 자녀보육, 가계 경제적 여건, 시장환경 관련의 다섯 가지 요인으로 나누어 살펴보면 다음과 같다.

1. 인구학적 특성

인구학적 특성으로서 고려 될 수 있는 것은 연령과 학력, 그리고 둘째 자녀의 출산이다. 인적자본 특성에서 논의될 학력을 제외하고, 연령과 자녀의 출산 간격만을 살펴보면, 대체로 젊은 여성들의 노동시장 복귀가 빠른 것으로 알려져 왔다. 예컨대 Desai & Waite(1991)의 연구에 의하면 젊은 층의 여성이 출산 후 노동시장 재진입률이 높고, 취업에 대해서 더 강한 애착을 갖는 것으로 나타났다.

그러나 미국여성들을 대상으로 NLSY자료를 이용하여 분석한 Phang(1994)의 연구에 의하면, 젊은 여성은 미취업에서 취업으로 이행할 확률이 높기는 하나 취업에서 미취업으로의 이행할 확률도 높은 것으로 밝혀졌다. 이는 젊은 여성들의 경우 연속성이 있는 취업이 이루어지기보다는 생애에 노동시장 참여시간이 불연속적으로 분산되는 취업 경력을 가질 가능성이 높음을 의미한다.

한편 Klerman(1993)은 출산이 첫아이 출산이 아닌 추가적인 출산일 경우에는 노동시장으로 복귀가 첫아이 출산 때보다 빨라진다고 하였고, 이재열(1996)의 연구에서도 마지막 자녀를 출산한 이후에는 노동시장 참여로의 이행률이 결혼 전의 2.8배에 달해 이 시기에 노동시장 복귀가 빠르게 진행된다고 하였다. 이와 같이 연령이 낮을수록 노동시장 재진입도 빠르고 재탈퇴도 빈번하며, 첫 출산의 경우보다는 추가적 출산일 때 경력단절 기간은 짧아지고 복귀는 빨라짐을 알 수 있다.

2. 인적자본관련 요인

출산 전 후 노동시장 진입과 탈퇴에 있어 가장 중요한 인적자본 관련 요인은 학력과 경력, 그리고 이에 따른 노동시장의 임금이라고 할 수 있다. 출산으로 인한 노동시장 탈퇴와 복귀의 과정에 있어 학력의 효과에 관한 선행연구들의 결과는 불분명한 것으로 나타나는데, 이는 기혼여성 생애 노동공급 의사결정의 메커니즘이 매우 복잡하다는 것과 같은 맥락에서 설명될 수 있다.

고학력일수록 노동시장 복귀보다는 단절된 상태에 있을 것이라는 견해를 살펴보면, Chang(1997)은 고학력 여성들의 경우 자녀양육을 상대적으로 중시하는 경향이 강하기 때문에 이들의 요구임금은 출산 직후 더 높아져, 출산 이후 노동시장 참여에 이들의 학력은 부(-)적인 영향을 미친다고 보았다. Greetein(1989)도 출산 이후 여성의 노동시장 복귀에 대해서 학력은 부(-)적인 영향을 보인다고 하였다. 이와는 다른 견해로 Leibowitz와 그의 동료들(1991)은 고학력보다는 고졸이하의 학력이 노동시장 복귀에 부(-)적인 영향을 미친다고 하였고, Klerman(1993)도 고학력일수록 임신기간에 노동시장을 떠날 확률이 낮다고 하였으며, Klerman & Leibowitz(1990)는 출산 이후 노동시장 복귀에 학력이 정(+)의 효과를 보이고, 기대임금이 높은 고학력 여성의 경우가 출산 후 복귀가 빠른 경향이 있다고 밝혔다. 아울러 출산 후 3개월 이내의 빠른 복귀를 하는 여성의 대부분이 고졸이하의 학력수준인 것으로 밝혔다. 한편, Flemlee(1984)는 높은 교육수준의 여성들은 시장노동에 다시 진입하는 것이 상대적으로 쉽기 때문에 노동시장을 떠날 때도 빠르게 떠날 것이라고 하였는데, 이는 고학력의 여성들이 그렇지 않은 여성들에 비해 노동시장 진입과 탈퇴가 상대적으로 자유롭다는 사실을 보여준다.

국내연구의 경우, 이재열(1996)의 연구에서는 대졸학력여성들의 비취업상태에서 취업상태로의 이행확률이 낮아서 우리나라 대졸이상의 여성들은 일단 비취업 상태에 놓이면 비취업 지속기간이 길어지는 것으로 나타났다. 그러나 김영옥(1998)의 연구에서는 대졸학력이 아닌 고졸학력 여성의 비취업 지속기간이 길어지는 것으로 나타났다.

학력과 함께 임금에 반영되는 경력에 관한 선행연구들의 논의를 살펴보면, 취업경력이 많은 여성일수록 경력이 단절될 확률이 낮고, 노동시장에 다시 복귀하는 것이 상대적으로 용이하다는 의견이 지배적이다. 박수미(2001)는 첫 취업 이전에 결혼과 출산을 경험한 여성들은 그렇지 않은 여성들에 비해 8년 정도나 취업시점을 연기하는 반면, 첫 취업을 한 뒤 결혼과 출산을 한 여성들은 일정기간 동안 취업상태를 유지하다가 둘째 자녀를 출산하게 될 경우 노동시장에서 퇴장한다고 하였다. 김영옥(1998)은 과거 노동시장 경험이 매우 강력한 영향을 미친다고 보았는데, 과거의 취업과 비취업간의 이동횟수가 한번 증가하면 취업으로의 이행률은 1.2배정도 증가하는 등 노동시장에서 잦은 이동을 경험한 여성이 그렇지 않은 여성에 비해 노동시장에 더 쉽게 진입하는 반면, 과거 총 비취업기간이 증가할수록 취업으로의 상태전환이 어려워진다고 하였다. Chang(1997)의 연구에서는 경력이 학력보다 더 강력한 효과를 발휘한다고 하면서, 취업경력이 많을수록 탈출확률은 낮아진다고 하였고, Barrow(1999)의 연구에서는 첫 자녀 출산 이전에 일을 했던 여성들의 3/4이 1년 이내에 노동시장에 복귀하는 것으로 밝혀졌다.

그러나 주목할 것은 노동시장 경력과 같은 요인의 영향력도 자녀의 존재여부에 따라 달라진다는 것이다. Flemlee(1984)의 연구결과에 의하면 자발적인 노동시장 탈퇴에 있어서 근속년수가 많을수록 탈퇴율이 감소하나, 자녀가 있을 경우에는 증가한다고 하였다. 이는 경력과 같은 인적자본의 효과보다는 자녀관련 요인이 기혼여성의 노동공급에 더 강력하게 영향을 미치는 것이라 할 수 있다.

학력과 경력이 반영된 임금은 자녀관련 요인과 함께 여성의 노동시장 참여를 결정하는 중요한 요인이 된다. 잘 알려진 바와 같이 시장에서 받는 임금이 높을수록 여성들이 취업상태에서 비취업상태로 이행하는 확률이 낮다. Mason & Kuhlthau(1992)는 여성 자신의 임금수준은 남편을 비롯한 기타 가족의 소득수준보다 더 중요하다고 보았으며, 높은 임금을 받는 여성은 낮은 임금을 받는 여성에 비해 자녀 양육문제가 그들의 취업에 덜 영향을 미친다고 하였다. Wenk & Garret(1992)도 여성들의 출산 후 지속적인 취업에 영향력을 가지는 남편 수입의 부(-)적 효과는 점차 감소하고, 여성 자신의 수입능력이 상대적으로 강한 효과를 보인다고 밝혔다.

시장에서 받는 임금수준에 따라 노동시장에 복귀하는 속도가 달라진다는 Klerman & Leibowitz(1990)의 연구결과에 의하면, 시장임금이 높을수록 여성들은 출산 후 3개월 이내에 노동시장에 복귀한다고 하였다. 또한 출산 후 뿐만 아니라 출산 전의 임신기간에 있어서도 시장에서의 높은 임금은 임신기간동안에 취업상태에서 비취업상태로의 이행 비율을 감소시킨다는 결과(Flemlee, 1984)도 있다. 결국, 출산 이후 노동시장에 빠르게 복귀하는 것은 여성의 잠재임금과 실질임금의 차이를 줄일 수 있으므로(Barrow, 1999; Johnes, 1999), 높은 임금을 갖는 여성은 출산 후 노동시장에 더 빨리 복귀하는 경향을 보이는 것이다.

한편 Dex와 그의 동료들(1998)은 자녀출산을 연기하는 높은 임금의 여성은 자녀의 연령이 어린 동안에도 시장노동을 하는 경향을 보인다고 밝혔다. 연령이 20대 초반이면서 자녀가 있는 여성 또한 자녀출산을 미루는 고임금의 여성들만큼 노동시장에 참여하는 비율이 높으나, 항상 연속적인 고용상태에 있는 것은 아니라고 하였다. 그리고 저임금 여성의 경우는 자녀 출산을 미룰지라도 취업할 수 있는 기회가 매우 적다고 밝혔다.

3. 가족 및 자녀보육관련 요인

시장에서 제공되는 서비스와의 대체성이 가장 낮은 자녀보육 관련요인은 여성의 경력단절을 가져오는 직접적인 요인중의 하나이다. 자녀보육자가 있는 여성이 일할 가능성이 높다는 것은 이미 잘 알려진 사실이다(Lerer & Nerlove, 1984; Clifford & Tobin, 1977). 예컨대 Klerman & Leibowitz(1990)는 자녀보육을 제공할 수 있는 친인척을 보유한 여성들이 출산 후 빠르게 노동시장으로 되돌아오고, 노동시장에 3개월 이내에 복귀한 여성의 1/2이 자녀보육을 맡는 친인척이 있는 것으로 밝혔다.

어린 자녀에게 있어서 친인척에 의한 보육은 부모에 의한 보육과 같은 높은 가치를 지닐 뿐만 아니라 친인척의 존재는 금전적인 자원 이외에 여성이 보육문제로 인한 노동공급의 제한을 덜 느끼게 한다(Mason & Kuhlthau, 1992).

성지미□차은영(2001)의 연구에 의하면 자녀보육을 맡아줄 수 있는 부모세대와의 동거, 특히 여성노인과의 동거가 여성의 근로시간에 정(+)의 효과를 갖는 것으로 나타났는데, 이는 여성노인이 기혼취업여성이 필요로 하는 가사 및 보육과 관련된 자원을 제공할 수 있기 때문이다. 일반적으로 높은 보육비용은 여성의 노동시장 탈퇴를 증가(Blau & Robin, 1989; Conelly, 1992, Barrow 1999)시키게 되는데, 보육을 맡아 줄 친인척이 있는 여성들은 그렇지 못한 여성들에 비해 낮은 보육비용을 지출(Heckman, 1974)하거나, 상대적으로 낮은 유보임금을 갖게 되어 노동공급에 더 긍정적인 것으로 나타났다.

4. 가계경제관련 요인

가계의 소득수준은 여가를 살 수 있는 여력을 의미하므로 소득수준이 높을수록 시장노동은 가사 노동이나 여가로 대체될 가능성이 높아진다. 특히 기혼여성은 배우자나 다른 가족의 소득에 따라 자신의 경제활동참가여부를 결정할 가능성이 남성보다 크다(장지연□김지경, 2001).

일반적으로 기혼여성의 근로소득을 제외한 가구의 총소득은 기혼여성의 노동시장 참가와 근로시간에 부(-)의 효과를 갖는다. 이것은 가구의 총소득이 낮은 경우 여성이 생계유지 또는 가계의 보탬이 되기 위해 노동공급을 한다는 소득효과를 입증해 주는 것으로 볼 수 있다.

Klerman & Leibowitz(1990)의 연구에 의하면 남편의 소득이 낮을수록, 여성이 출산 이후 바로 노동시장에 복귀하고, 남편 등 기타가족원의 수입과 자산이 많은 여성일수록 취업확률이 낮은 것으로 나타났으며, 취업에서 비취업으로의 이행률이 높은 것으로 밝혀졌다. Dex 와 그의 동료들(1998)의 연구에서도 남편의 소득은 출산 후 여성의 노동시장 복귀에 부(-)적인 효과를 미치는 것으로 나타났다. Wenk & Garrett(1992)의 연구에서는 젊은 세대일수록 출산 직후 노동시장 참가에 관한 여성 자신의 수입능력 효과는 더 커지고 있는 반면에 남편소득의 효과는 더 적어지는 것으로 나타났다.

이처럼 남편의 소득이나 가구의 총 소득과 같은 가계 경제학적 측면의 요인이 여성의 노동공급 특히, 출산 후 노동시장 복귀에 있어서 여전히 부(-)적인 영향을 미치고 있으나, 최근 연구들에서 밝혀지는 바와 같이 여성 자신의 시장임금이 가계경제 변수보다 노동시장행동을 설명하는데 큰 영향력을 미치고 있음을 알 수 있다. 이는 기혼여성의 노동공급이 단지 가계의 소득에 보탬이 되고자 하는 부가적인 노동공급 수준에서 벗어나고 있음을 암시한다.

5. 시장 환경관련 요인

노동시장 환경과 관련된 요인으로 고려될 수 있는 것은 거주 지역의 경제적 특성과 제도특성이다. 먼저, 거주지역의 경제적 특성을 살펴보면 거주하는 지역의 실업률이 여성들의 노동시장 복귀에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(Barrow, 1999). 대도시에 거주하는 경우는 그렇지 않은 경우에 비해 상대적으로 부모세대와 동거하는 비율이 적기 때문에 어린 자녀가 있는 경우 자녀보육 조력자의 제공이 어렵고, 그 결과 기혼여성의 근로시간에 부(-)의 효과를 가져오게 된다(성지미□차은영, 2001).

다음으로 제도특성을 살펴보면, 자녀보육비에 대한 소득공제는 순임금을 증가시키기 때문에 노동시장으로의 복귀를 촉진한다. 따라서 여성의 노동시장 복귀에 있어 소득공제는 중요한 결정요인(Klerman & Leibowitz)이 된다.

그러나 Leibowitz와 그의 동료들의 연구(1991) 결과를 살펴보면, 자녀보육에 대한 소득공제가 많을수록 출산 후 여성이 3개월 이내에 노동시장에 복귀하는 비율은 증가하나, 이후 노동공급에는 미미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 결국 자녀보육과 관련된 소득공제는 출산 이후 빠른 복귀에는 매우 효과적이나 장기적인 효과는 없는 것으로 보인다.

Ⅲ. 분석방법

1. 분석 자료 및 대상

본 연구의 실증분석에서 사용되는 부분은 4년(1998년∼2001년)에 걸친 반복조사를 통해 축적된 취업력(work history) 혹은 노동시장 이동(labor market transition) 과정을 포착한 부분이다. 취업력에는 15세 이상 표본 원가구원의 생애 경험한 모든 일자리에 대한 정보를 담고 있는 회고자료(retrospective data)도 포함되어 있다.

분석대상은 출산경험과 생애 취업 경험이 있는 한국노동패널 원가구원 기혼여성 중, 첫 자녀 출산시기가 1997년 이후이면서 출산 전 취업상태였던 128명이다. 분석대상을 1997년 이후에 첫 자녀를 출산한 기혼여성이면서 출산 전에 취업상태였던 128명으로 제한하는 이유는 첫 자녀의 출산이 여성들이 출산으로 경험하게되는 경력단절의 첫 번째 사건이 되고, 1998년부터 조사가 시작된 한국노동패널자료에는 노동시장 경력과 관련된 일부분의 회고자료를 제외하고는 1997년 이전 정보가 없기 때문이다. 즉 1997년 이전의 한국노동패널자료에는 15세 이후 경험한 모든 일자리에 대한 정보는 포함되어 있으나, 일자리의 산업과 직업 그리고 취업형태에 관한 매우 제한적인 정보일 뿐, 여성의 노동공급과 노동시장이동을 분석하는데 반드시 필요한 그 외 정보가 제공되지 않는다.

본 연구에서는 출산 전 취업상태를 파악하는데 있어 출산시기에서 10개월 전 시점까지로 포괄적으로 보았다. 이는 모형분석의 대상자의 수가 적은 것을 감안할 때, 임신으로 말미암아 일자리를 그만두게 된 경우 등이 자료에서 누락되는 것을 우려한 것이다.

분석 대상자 128명의 특성은 <표3-1>에 제시되어 있다. 인구학적 특성으로서의 연령과 학력을 살펴보면, 평균 연령은 27.2세로 나타났고,  82.0%가 30세 미만이었다. 평균 교육년수는 13.3년이었고 58.6%가 고졸이하인 것으로 나타났다.

<표3-1> 분석대상자의 특성

(N=128, 비율=100.0)

변수		변수값	사례수	비율/ 평균	표준편차
인구학적 특성	연령	30세 미만	105	82.0
		30세 이상	23	18.0
		평균(세)		27.2	3.1
	학력	고졸이하	75	58.6
		전문대졸	25	19.5
		대졸이상	28	21.9
		평균(년)		13.3	1.9
가계특성	자녀보육 대행자	있음	33	25.8
		없음	95	74.2
	남편소득	월평균 남편근로소득(만원)		142.6	101.3
일자리특성	취업형태	임금근로	109	85.2
		비임금근로	19	14.8
	직업	전문관리직	31	24.2
		사무직	54	42.2
		서비스직	28	21.8
		생산직	7	5.5
		기타	8	6.3
	근로시간형태	전일제	84	65.6
		시간제	44	34.4
	근로소득	월평균 임금(만원)		94.9	47.6
	근속년수	일자리 근무기간(개월)		49.4	37.9

가계특성으로서의 자녀보육대행자 유무와 남편의 소득을 살펴보면, 74.2% 가 자녀보육대행자가 없었으며, 남편의 월평균 근로소득은 142.6만원인 것으로 나타났다.

출산 전 일자리특성을 살펴보면, 85.2%의 취업형태가 임금근로였고, 직업의 경우 사무직 42.2%, 전문관리직 24.2%, 서비스직 21.8% 순으로 나타났다. 근로시간형태에 있어서는 65.6%가 전일제, 34.4%가 시간제 근로를 하였던 것으로 나타났고, 일자리에서의 임금인 월평균 근로소득은 94.9만원이었으며, 평균 근속년수는 49개월 정도인 것으로 나타났다.

2. 분석모형

가. 콕스비례재해률모형(Cox Regression Hazard Model)

출산으로 인한 경력단절상태에서 노동시장으로 복귀할 이행률에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위한 본 연구의 분석모형은 콕스비례재해률모형(Cox Regression Hazard Model)이다. 이 모형에서는 출산을 단절기간의 시작으로 보았고, 노동시장으로의 복귀가 이 단절기간을 탈출하는 사건(event)이 되며, 이들 사이의 기간이 분석단위가 된다.

분석단위인 출산시점부터 노동시장 복귀까지의 기간(spell; duration)은 다음과 같은 재해률 함수(hazard function), hi(t)를 따른다.

hi(t) =  h0(t) exp(Z'i□)

여기서 h0(t)는 임의의 특정화되지 않은 기준재해률함수(baseline hazard function)이다. Z'i 는 독립변수의 벡터이고, □는 독립변수의 회귀계수의 모수(regression parameters)이다.

본 연구의 콕스비례재해률 모형에서는 출산 후 일정시간이 지난 후에 어느 특정한 시점에서 노동시장으로 복귀하는 여성(case)의 비율(proportion)인 누적재해률함수(cummulative hazard function)가 종속변수(dependent variable)이다. 즉 경력단절상태에서 노동시장으로 복귀할 사건(event)의 재해률(hazard rate)이 된다. 재해률이란 경력단절 기간(unemployment spell)에서 노동시장 복귀라는 사건(event)을 경험하게될 순간적인 확률로서 다음과 같이 나타낼 수 있다.