[Abstract] Long-Term Changes in Old-Age Incomes: Results from Cohort Analyses * Chulhee Lee ** Jaewon Lee *** This paper estimates the trajectories of

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1 노후소득수준의장기적변화 : 코호트분석결과 * 이철희 ** 이재원 *** 이논문은 1936년 1951 년출생코호트의장년기 (45 54세 ) 소득에대비한 55세이후의연령별소득비율을추정하였다. 각출생코호트의장년소득대비노후소득비율은 65세에 50%, 70세에 40%, 75세에 30% 등연령이높아지면서급격하게감소하는것으로나타났다. 노후소득대체율은 1946년생까지는장기적으로낮아져오다가최근고령층에진입한출생코호트부터약한반전의조짐을보였다. 장년소득대비노후공적연금소득과공적이전소득은장기적으로증가해왔지만노후근로소득저하를상쇄하기에는역부족이었다. 핵심주제어 : 소득대체율, 노후소득보장, 고령빈곤, 코호트분석, 소득원천, 소득계층. 경제학문헌목록주제분류 : D1, I3, J1, N3, R2. * 이논문은서울대학교금융경제연구원보고서 ( 이영섭외 2014) 가운데이철희가집필한부분 ( 제3장 ) 의일부를대폭개정한것이다. 논문의개선에큰도움이된유익한논평을주신두익명의심사자께감사한다. 이재원의연구는교육부및한국연구재단의 BK21플러스사업 ( 미래기반창의인재양성형 ) 으로지원되었고 ( 관리번호 21B ), 이철희의추가적인연구는 2014년정부 ( 교육부 ) 의재원에기초한한국연구재단의지원 (NRF-2013S1A3A ) 과서울대학교경제연구소분배정의연구센터의지원을받아수행되었다. ** 주저자, 서울대학교경제학부교수, 전화 : (02) , chullee@snu.ac.kr *** 공동저자, 서울대학교경제학부대학원석사과정, 전화 : , jaewon.lee.0209@gmail.com

2 [Abstract] Long-Term Changes in Old-Age Incomes: Results from Cohort Analyses * Chulhee Lee ** Jaewon Lee *** This paper estimates the trajectories of old-age income replacement rates for birth cohorts. In this paper the old-age income replacement rate is defined as the income at each age after 55, divided by the average income during their prime-ages (45-54). We find that the income replacement rate of each cohort rapidly decreases as the cohort ages; it is approximately 50% around age 65, 40% around 70, and 30% around 75. The trajectories of replacement rates had been lowered from the 1936 to 1946 birth cohorts, after which a slight rebound emerged. Although the ratio of public pension and public transfer income to prime-age income has gradually risen, it hardly compensated the considerable decline in labor income. Keywords: income replacement rate, retirement income security, elderly poverty, cohort analysis, source of income, income class. JEL Classification: D1, I3, J1, N3, R2. * This work is a result of significant modification and supplementation from parts of Chapter 3 (by Chulhee Lee) of a report by SNU Institute for Research in Finance and Economics (Lee et al., 2014). We thank two anonymous reviewers for their constructive comments. Jaewon Lee acknowledges that this work was supported by the BK21Plus Program (Future-oriented innovative brain raising type, 21B ) funded by the Ministry of Education (MOE, Korea) and National Research Foundation of Korea (NRF). The additional research by Chulhee Lee was supported by National Research Foundation of Korea (NRF-2013S1A3A ) funded by the Ministry of Education, and SNU Center for Distributive Justice at the Institute of Economic Research. ** First Author, Professor, Department of Economics, Seoul National University, Tel: , chullee@snu.ac.kr *** Coauthor, M.A. Student, Department of Economics, Seoul National University, Tel: , jaewon.lee.0209@gmail.com

3 I. 연구의배경과개요 전세계적으로빠른속도로수명이연장되는한편은퇴연령은이에발맞추어높아지지못함에따라은퇴기간이증가하는현상이나타나고있다. Lee(2001) 의추계에따르면미국고령남성의 20 세때기대은퇴기간은 1900년 3 5년에서 1990년 13 16년으로연장되었다. 현재한국의 65세기대여명은남성 17.5년, 여성 22년으로 65세에일을그만두는경우 17 22년의긴기간을은퇴생활로보내야한다. 이러한기대여명이횡단면자료에서계산되었다는점을고려한다면지금실제로은퇴하는코호트들의기대은퇴기간은이보다더길어질것으로예상된다. 이렇듯이은퇴기간이점차연장되는추세에한국인들이적절하게대비하지못하고있다는경고의목소리는이제더이상새로울것이없다. 주지하듯이전통적인노후보장방식의중요성은장기적으로계속감소하고있다. 1998년만하더라도거의 90% 의성인들이노후대책을묻는질문에적어도부분적으로자녀의부양에의존하겠다는답변을하였다. 그런데이비율은불과 15년만에 40% 이하로감소하였다. 자녀와동거하는고령인구의비율도빠르게감소하였다. 1970년대까지 75세이상고령자의 90% 가자녀와동거했으나 2010년에는같은연령대고령인구다섯명중두명만자녀와함께살고있다. 1) 공적연금은그동안가입자가크게증가했지만아직까지전통적인노후보장방식을충분히대체하지못하고있다. 현재 65세이상인구가운데불과삼분의일만공적연금을받고있는실정이다. 또한연금수령액이낮아서연금을받더라도빈곤을벗어나기어려운고령자들이적지않다. 일시금을제외한다면 2012년도국민연금의일인당평균수급액은약 327,000 원에불과하며, 월수급액이 20만원에미치지못하는수급자는전체수급자의 37% 에달한다 ( 국민연금공단, 2013). 여기에더하여지난 15년동안중년및고령근로자의고용이불안해지고조기퇴직의경향이강화되어현재주된일자리에서의평균적인은퇴연령은 53세에불과한것으로추정된다. 또한교육비및주거비의상승으로말미암아노후를위한저축이더욱어려워진것으로보인다. 일례로 2000년대초이후기혼중년여성의고용이빠르게늘고있는원인가운데하나는배우자의고용불안과함께자녀교육비부담때문인것으로조사되었다. 기혼여성경제활동참가율변화를자녀의연령별로살펴보면 19세미만자녀를둔기혼여성의경제활동참가율이가장높고이는 2000년대초이후가장빠르게증가한것으로나타난다 ( 이에스더, 2014). 전통적인노후보장방식의붕괴, 공적연금의미성숙, 고령노동시장의불안등은결국고령빈곤문제로귀결될수밖에없다. 현재한국의고령인구빈곤비율은 OECD 국가들가운데가장높은실정이다. 현재의상황에변화가없는가운데인구고령화에따라고령인구의비율이높아지는경우이는한국의전반적인빈곤문제를악화시키는결과를가져올것으로우려된다. 따라서고령인구의노후보장을개선하는것은은퇴를앞둔개인은물론사회전체적으로매우중요한과제라고할수있다. 그리고이를위해서는우선한국고령자들의노후보장현황을정확하게파악하고이에기초하여효과적인대책을마련하는작업이필요하다. 제 II 절에서자세히살펴보겠지만한국의노후소득보장문제에관련해서는적지않은연구가축적되어왔다. 기존문헌이주로관심을기울였던과제들은공적 사적연금의소득대체율추정, 소비함수추정을통한적정한은퇴소득대체율추정, 고령인구의실제은퇴소득대체율추정등으로대별될수있다. 이가운데실제은퇴소득대체율에대한연구는상대적으로적은편이다. 또한이문제에대한기존문헌을살펴보면주로임금근로자 ( 특히연금가입자 ) 에초점을맞추며특정코호 1) 년인구센서스마이크로표본을이용하여계산한결과임

4 트혹은특정시기에대해분석을한정하는경향을보인다. 또한연령에따른변화를관찰하기보다는은퇴시기전체의평균적인소득대체율을주로고려하며전체소득계층을포괄하는평균적인근로자의경험을분석하는특성을보인다. 그리고전체소득이나연금소득의대체율에연구의관심이집중되어왔다. 이연구는이와같은기존문헌의특성을보완하고노후소득보장문제에대한새로운시사점을얻기위해다음과같은분석을수행하고자한다. 첫째, 각코호트를고정한상태에서연령에따라소득대체율이어떻게변하는지를살펴본다. 이를위해장년기 (45 54세 ) 소득대비 55세이후각연령의소득대체율변화를분석한다. 둘째, 노후소득대체율의코호트간변화를분석한다. 즉여러출생코호트를대상으로연령별노후소득대체율을추정함으로써얻어지는연령-소득대체율의궤적 (profile) 들이각출생코호트간에어떻게변화했는지를파악한다. 셋째, 각소득원천별로노후소득대체율을분석한다. 즉각출생코호트내의연령에따른소득대체율변화와노후소득대체율의코호트간변화가근로 / 사업소득, 공적연금, 사적연금, 공적이전소득등소득원천별로어떻게달랐는지를연구한다. 마지막으로소득계층별분석을수행한다. 즉노후소득대체율의코호트별, 연도별변화가각소득계층별로어떻게다른지를파악한다. 이러한분석을수행함으로써본연구는다음과같은질문에대해좀더명확한답을얻고자한다. 첫째, 현재한국가구의노후소득대체율은연령에따라어떻게변화하는가? 둘째, 한국의노후소득보장수준은어떻게변화해왔는가? 셋째, 각소득원천은노후소득보장성변화에있어서어떠한역할을해왔는가? 이연구의목적이비교적긴기간동안의노후소득대체율변화를살펴보는것인만큼기존연구에서이용된보다엄밀한계량경제학적분석방법을적용하는데는어려움이따른다. 그럼에도불구하고원시데이터를적절하게통합하고정리하여장기간에걸친의미있는총량지표를제시했다는점에서이연구의의의를찾을수있겠다. II. 선행연구검토 인구고령화문제가사회적인화두로떠오르면서지난 15년동안한국의노후소득보장문제에관련해서는적지않은연구가축적되어왔다. 이연구와직접 간접적으로관련이있는연구들이수행한작업은공적 사적연금의소득대체율추정, 소비함수추정을통한적정한은퇴소득대체율추정, 고령인구의실제은퇴소득대체율추정등으로대별될수있다. 그중적지않은연구들이이가운데두가지이상의작업을동시에수행했기때문에이하에는주요선행연구들을주제가아닌출간연도별로살펴보기로한다. 원종욱 (2000) 은국민연금의지속가능성제고를위한정부의보험료인상이적절한수준인가에대해분석하였다. 이연구는전체연령평균소득대비 60대이상평균총소비의비율을적정한소득대체율로정의하였다. 1996년도시가계조사를이용한분석은홑벌이근로자가구의소득대체율을 44 67% 로추정하였다. 또한 1999년도도시가계조사에대해동일한방법으로적정소득대체율을계산하는경우 53 71% 로추정하였다. 여윤경 (2002) 은생애주기모형을기초로목표소득대체율을추정하였다. 1996년도가구소비실태조사중가구주연령이 50세이상인비은퇴가구를대상으로부부가구 / 독신가구각각에대해소비함수를추정하고, 이를은퇴시의소비를추정하는데에사용하였다. 이연구에서은퇴전후소비수준의비율의중위수로정의된목표소득대체율은부부가구의경우 82.36%, 독신가구의경우 85.06% 로추정되었다. 석재은 (2003) 은 2000년도가구소비실태조사자료를이용하여노령계층이생활하는데에어느정 - 2 -

5 도의생활비가필요한지를분석하였다. 우선최소자승법을통해가구소비지출에가장큰영향을미치는변수로서소득과가구원수, 그리고연령을제시하였고그중에서소득의효과를통제하여실질적으로노령계층에게필요한생활비를산출하였다. 이를위하여이연구에서는노령계층 (65세이상 2인가구 ) 과근로계층 (20 59세 2인이상가구 ) 각각을전체연령계층에기준한동일소득분위로구분한후, 각분위별로두계층소비수준의비율, 그리고근로계층소득수준대비노령계층소비수준을산출하였다. 그결과소득효과가통제되었을때노령계층의소비수준은근로계층소비수준의 84% 로나타났다. 이에따른노령계층의적정소비지출수준은근로계층가구가처분소득대비 64% 수준으로추정되었다. 안종범 전승훈 (2005) 의연구는불확실성하에서의소비의동태적최적화로부터유도되는가계지출함수를추정함으로써적정소비수준도출을시도하였다. 한국노동패널 2 6차년도자료를이용하여은퇴자가구와비은퇴자가구를모두포함하는가구지출함수를집단간추정방법을이용하여추정한후, 은퇴전후의소득및소비액수를예측하였다. 그결과소득 3 4분위집단의은퇴전소득대비은퇴후소비의비율을 66.5% 로추정하였다. 임병인 강성호 (2005) 는 3대주요연금의노후소득보장효과를시뮬레이션방법을이용하여분석하였다. 보험료율등을가정하여각연금별생애보험료와급여산식을세운후, 은퇴시점 (60세) 의월연금수급액을은퇴직전월평균소득으로나눈소득대체율을추정하였다. 이연구에서국민연금, 개인연금, 퇴직연금의평균소득대체율은 20년가입을기준으로할때각각 34.2%, %, % 로, 40년가입을기준으로할때각각 28.5%, 35.4%, 32.8% 로추정되었다. 강성호 김경아 (2008) 는사적노후보장의한요소로기능할수있는공적보증역모기지주택연금제도의기여도를한국노동패널 2005년자료를이용하여분석하였다. 이연구는우선중년가구 (50 65세미만 ) 대비고령가구 ( 부부모두 65세이상혹은독신가구인경우 65세이상 ) 의총소득의비율을 47.8%, 총지출의비율은 60.2%, 소비지출의비율은 62.5% 등으로추정하였다. 또한일련의가정하에서역모기지를산정하고이를연금으로전환하여시뮬레이션분석을수행한결과, 중년가구의소비지출에대한고령가구역모기지연금수령액의비율은 % 로계산되었다. 류건식 이봉주 (2008) 는적정및실질소득대체율추정을통하여사적연금및공적연금의소득보장기능을분석하였다. 적정소득대체율을횡단면상에서가구주가 60세이상인도시근로가구의지출을가구주연령 20 59세도시근로 4인가구의가구소득으로나눈비율로정의하였을때, 2007년도도시가계조사자료를이용한분석은노인가구의적정소득대체율을 % 로추정하였다. 한편적정소득대체율을가구원수감소에따른소비지출감소와공적연금보험료항목의소멸로인한비소비지출감소를감안하여퇴직전후에동일생활수준을유지하는데필요한대체율로정의하였을때는적정소득대체율이 81.6% 로추정되었다. 실질소득대체율은은퇴후연금소득예상치를기초로산출되었는데, 사적연금에의한소득대체율은은퇴전근로소득대비 28.3%, 국민연금에의한소득대체율은 22.8% 로추정되었다. 류건식 이봉주 김동겸 (2009) 은횡단면자료를이용한연구의한계를극복하기위해한국노동패널자료를이용하여적정소득대체율과예상소득대체율을추정하였다. 우선가구의동태적최적화문제에서도출되는가구소비함수를고정효과모형을도입하여추정함으로써적정소득대체율을산출하였다. 그리고생애보험료산출모형을이용하여은퇴시점 (58세) 의연금자산규모를추정하고이를기초로예상소득대체율을추정하였다. 분석의결과는은퇴후소비를은퇴전소득으로나눈적정소득대체율이 % 인반면 ( 근로기간 35년가정시 ) 국민연금과퇴직연금, 개인연금에의한은퇴전급여수준대비예상소득대체율은 55% 수준임을보여준다. 이중사적연금 ( 개인연금과퇴직연금 ) 에의한대체비율은 20% 로나타났다

6 전승훈 강성호 임병인 (2009) 은연금자산규모를은퇴연령 (60세) 후필요소득수준으로나눈 자산충족률 이라는개념을도입하여국민연금및퇴직연금총액이은퇴후의필요소득수준을어느정도충족하는지를분석하였다. 은퇴후필요소득수준을추정하기위해고정효과모형을한국노동패널 3 10차년도자료에적용하여소비함수를추정하고, 이를기초로하여은퇴후소비수준과필요소득수준을추정하였다. 다음으로생애소득함수를추정하고여기에현행제도하의보험료율등을적용하여은퇴시의연금자산을계산하였다. 분석결과에따르면자산충족률은국민연금과퇴직연금자산중하나이상보유하고있는가구의경우평균 59.97%, 국민연금만보유한가구의경우 51.65%, 두가지연금을모두보유하고있는가구의경우 71.77% 로추산되었다. 백화종 석상훈 김헌수 이은영 (2011) 은목표소득대체율과예상소득대체율을추정하고비교함으로써은퇴준비가적절히이루어지고있는지살펴보았다. 이연구에서근로자세대는 55 64세임금근로자가구로정의되었고은퇴자세대는 60 69세비취업자가구로정의되었다. 우선목표소득대체율을구하기위하여 년도가계동향조사를이용하여은퇴에의한소비지출의감소를추정하였는데, 성향점수매칭방법 (propensity-score matching method) 을이용한추정결과는은퇴이후가계소비지출이 16.2% 감소한다는것을보여주었다. 이를반영하여계산한목표소득대체율은 74.5% 수준이다. 다음으로예상소득대체율을산정하기위해소득과순자산, 그리고연금자산을추정하는작업을수행하였다. 소득함수와순자산함수는국민노후보장패널 3차자료의 55 69세임금근로자가구주를대상으로최소자승법을이용해추정하였다. 기대연금자산은국민노후보장패널과국민연금전산자료를연결한데이터에특정가정하에서상정한연금급여산식을적용하여추정하였다. 분석의결과는연금화된은퇴순자산추정액과은퇴전소득추정액의비율로정의된예상소득대체율이 49% 수준임을보여준다. 강성호 (2012) 의연구도목표소득대체율을추정하고공 사적연금을가입할때이를달성할수있을지를분석하였다. 이연구는기존연구결과에기초하여적정노후소득수준을평균근로소득자의 60% 로설정하였다. 그다음국민연금, 퇴직연금및개인연금각각의급여및수익비산출식을토대로시뮬레이션분석을수행하여달성가능한노후소득수준을산출하였다. 달성가능한소득대체율은평균소득계층 ( 월 200만원 ) 의경우공 사적연금모두를 30년가입할때 56.2%, 35년가입시 66.1% 로추정되었다. 이때평균소득계층이 30년동안가입하는경우국민연금, 퇴직연금, 개인연금의달성가능소득대체율은각각 30.26%, 12.45%, 13.50% 로추정되었다. 이연구는다음과같은점에서선행연구들과차별화된다. 첫째, 기존연구들이대체로어느한시점에있어서의노후소득보장성정도를정확하게추정하는데초점을맞춘반면, 이연구는장년소득대비노후소득대체율을여러출생코호트에대해추정함으로써노후소득보장성이장기적으로어떻게변화하고있는지를파악하고자하였다. 둘째, 기존연구들이대부분특정한연령 ( 예컨대 60세 ) 혹은연령대 ( 예컨대 60 69세 ) 의노후소득대체율을추정한반면, 이연구는 55세이후각연령에대해장년소득대비노후소득대체율을추정함으로써연령에따른노후소득보장성의변화를분석하였다. 셋째, 이연구는출생연도, 연령, 소득분위, 소득원천등네가지특성별로나눈집단각각에대해노후소득대체율을추정하였다. 이와같은분석의결과로얻어지는장기적인노후소득보장성변화의패턴은선행연구의결과들을보완할수있으리라기대한다. III. 자료와방법 1. 자료및소득의분류 - 4 -

7 이연구는가구소득의장기적인변화를파악하기위해다양한마이크로데이터들을분석에이용하였다. 이용한자료와각각의특성은 < 표 1> 에제시되어있다. 이연구의목적상전체가구를대상으로조사하고전체표본에대해소득을보고한자료가필요한데이조건을충족하는것은 1996 년과 2000년에조사된가구소비실태조사와 2006년이후의가계동향조사이다. 노후소득을계산하고분석하는데는보다정확한추계가필요하므로이자료들이이용되었다. 이에따라 1996년이후은퇴연령에이른코호트들을분석의대상으로한정하였다. 데이터가없는 1996년과 2000년, 그리고 2000년과 2006년사이의추이는선형보간 (linear interpolation) 법을이용하여추정하였다. < 표 1> 각소득자료의표본구성및소득보고범위 소득자료 표본구성 소득이보고된표본 가구소비실태조사 (1996년) 1인이상도시및비도시가구 표본전체 가구소비실태조사 (2000년) 1인이상도시및비도시가구 표본전체 도시가계조사 (1982년 2002 년 ) 2인이상도시가구 임금근로자 가계동향조사 (2003년 2005 년 ) 2인이상도시및비도시가구 표본전체 가계동향조사 (2006년 2013 년 ) 1인이상도시및비도시가구 표본전체 한편 1996년이후은퇴연령에이른코호트의장년기소득은 1996년이전의자료에서계산되어야한다. 예컨대 1996년에 60세였던출생코호트는 1980년대및 1990년대초 (1981년 1991 년 ) 에장년기 (45 54세 ) 를보냈다. 따라서이코호트의장년기소득을계산하기위해서는 1980년대와 1990년대초의가구소득자료가필요하다. 이목적을위해 1982년 2002 년도시가계조사마이크로자료와 2003년 2005 년가계동향조사마이크로자료를이용하였다. 이들자료는 < 표 1> 에제시한바와같이표본에전체가구를포함하지않거나일부가구에대해소득을보고하는문제가있다. 이문제를해결하여과거데이터에서구한소득과 2006년가계조사자료로부터계산한소득을비교가능하게만들기위해일련의보정작업을수행하였다. 이방법은아래의항 (2. 노후소득대체율의정의와계산 ) 에설명되어있다. 이하의분석에서는각가구의총세전소득을이용하여소득대체율을계산하였다. 세후소득을이용하는경우에도결과는크게달라지지않는다. 한편가구소득은그원천에따라다음의다섯가지범주로구분하였다. 첫째, 근로소득및사업소득으로가구주, 배우자및기타가구원의근로소득과사업소득등을포함한다. 둘째, 공적연금소득으로국민연금, 공무원연금, 사학연금, 군인연금으로부터의소득등을포함한다. 셋째, 사적연금및재산소득으로개인연금및퇴직연금등을포함한다. 넷째, 공적이전소득으로공적연금을제외한사회보장수혜소득을포함한다. 마지막으로기타소득은이상의네가지범주에포함되지않은부류의소득으로서사적보조금, 경조금, 비경상적인보조금, 보상금, 부채증가로인한수입등을포함한다. 각종류의소득의정의는데이터마다약간의차이가있지만거의유사하다. 보다구체적인소득의분류및각자료별정의는 < 표 2> 에정리되어있다

8 < 표 2> 자료별노후소득의분류및정의 1. 근로소득및사업소득가구소비실태조사근로소득 (1996) 사업소득근로소득가구소비실태조사 (2000) 사업소득가계동향조사근로소득 ( ) 사업소득 근로소득 사업소득 + 부업소득 + 임대소득 근로소득 + 부업근로소득 사업소득 + 농림축어업소득 + 부업사업소득 + 부업농림축 어업소득 + 임대소득 근로소득 사업소득 + 임대소득 2. 공적연금 전자료 연금혹은공적연금 3. 재산소득및사적연금소득가구소비실태조사 (1996) 가구소비실태조사 (2000) 가계동향조사 ( ) ( 임대소득외 ) 재산소득 + 자산감소 ( 임대소득외 ) 재산소득 + 퇴직금 + 연금일시금 재산소득 + 자산변동으로인한수입 4. 공적인이전소득가구소비실태조사 (1996) 가구소비실태조사 (2000) 가계동향조사 ( ) 사회보장수혜 연금및기타사회보장수혜 기초노령연금 + 사회수혜금 + 사회적현물이전 5. 기타소득가구소비실태조사 (1996) 가구소비실태조사 (2000) 가계동향조사 ( ) 수증보조및기타사적보조금 + 경조금 + 비경상적인보조금 + 보상금 + 손해보험탄돈 + 기타세금환급금 + 가구간이전 + 할인혜택 + 기타이전소득 + 비경상소득 + 부채증가로인한수입 + 자산이전으로인한수입 2. 노후소득대체율의정의와계산 이연구에서노후소득대체율을분석하는것은기본적으로노후소득보장성정도를파악하기위한것이다. 그런데노후소득이얼마나충분한지를판단하는것은쉽지않은작업이다. 노후소득의충분성은노후에필요한소비지출의정도와노후소득크기에의해결정될것인데가구별로필요한적정소비지출수준을추정하는것은매우어렵기때문이다. 이러한이유때문에대부분의연구들은은퇴이전의소득, 특히장년기 (prime-age) 소득에비해얼마만큼의노후소득을얻는가를추정함으로써노후소득이충분한지를판단하는방법을이용하고있다. 이는암묵적으로장년기의소비지출의패턴에의해이후적절한소비수준에대한 눈높이 가결정된다는것을가정한것이다

9 이연구에서는장년기를 45 54세로정의하고 55세이후특정연령에서의소득을장년기소득으로나눈비율을노후소득대체율로정의하였다. 장년이나고령이어느연령대를포함해야하는지는확실하게정해져있지않다. 미국에대해이연구와유사한분석을수행했던 Smith(2003) 는 55 세때의소득대비 70세때소득비율을노후소득대체율로정의하였다. 이는대부분의근로자들이 62세혹은 65세에은퇴하여공적연금을수령하는미국의여건을반영한것이다. 그런데한국의경우주된일자리에서의조기퇴직문제가심각하기때문에 55세보다는 50세무렵을장년으로정의하는것이좀더타당할것이라고판단된다. 또한주된일자리에서의은퇴시점이개인마다상이하고도시가계조사및가계조사의표본수가많지않은점을감안하여단일연령이아닌 45세부터 54세까지 10년동안의평균소득을장년기소득으로이용하였다. 2) 노후소득대체율을다루기위하여서는한코호트의과거 ( 장년기 ) 소득과현재 ( 노후 ) 소득을비교하는작업을수행해야한다. 이연구에서는서로다른시점의소득을적절하게비교하기위해다음과같은두가지조정을실시하였다. 첫째, 소비자물가지수를이용하여물가변화의효과를제거하였다. 둘째, 평균실질임금상승률을이용하여장기적인생활수준개선효과를조정하였다. 두번째조정은경제성장에따라적절하다고생각하는소비수준이달라지는문제를고려하기위한것이다. 3) 보다구체적인조정방법은부록에제시되어있다. 두시점의소득자료간서로다른특성또한고려될필요가있다. 이연구는 1996년이후은퇴연령에이른코호트의노후소득대체율을분석의대상으로삼았다. 이코호트들이 45 54세였던시기에대해서는도시가계조사자료를이용하여소득을추정해야한다. 그런데도시가계조사와 1996년이후가구소비실태조사및가계조사의표본성격이다르기때문에도시가계조사로부터추정한장년소득과 1996년이후데이터에서추정한노후소득을비교하기위해서는일련의조정이필요하다. 이연구에서는노후소득계산에이용된전체표본가구의소득과장년소득계산에이용된 2인이상도시가구임금근로자소득을모두얻을수있는 1996년가구소비실태조사를이용하여전체가구및소득분위별로소득변화계수 (conversion rate) 를추정하였다. 그리고이계수를도시가계조사로부터추정한해당그룹의소득에곱하여전체가구의장년기소득을추정하였다. 4) 보다자세한조정방법은부록에제시되어있다. 이연구는특정한출생코호트들을선택하여이들의 45 54세때평균소득대비 55세이후각연령에서의소득비율을추정하는코호트분석을수행하였다. 이분석을통해각코호트별로연령에따라소득대체율이어떻게변화하는지를알수있고또한연령-소득대체율궤적 (profile) 을코호트간에비교함으로써노후소득보장성의장기적변화를파악할수있다. 이하의연구에서는노후소득을측정할수있는자료가가용한연도 (1996년, 2000년, 년 ) 들을고려하여 ) 장년기를 50~59세로정의하면 1951년생의노후소득대체율이상대적으로높아지지만전반적인결과는질적으로크게달라지지는않는다. 3) 가구소득이임금소득만을포함하지않기때문에이러한방법의조정은소득을과대평가할가능성이있다. 이를고려하여소비자물가지수와실질임금상승률대신 GDP 디플레이터와실질GDP 상승률을이용한분석을수행하였다. 이경우연령-소득대체율궤적의코호트간차이가줄어들지만전반적인결과는질적으로유사하다. 4) 2006년이후의가계동향조사를이용하여추정한소득변화계수는 1996년가구소비실태조사로부터추정한계수에비해약 10% 포인트가량낮다. 소득변환율이전체소득평균을도시지역 2인가구의소득평균으로나눈것이므로, 이결과는점차도시지역에소득이집중되어가는현상을반영한것으로추측된다. 이러한차이에도불구하고 2006년이후의가계동향조사를이용하여얻은소득변화계수를이용하는경우에도논문의전반적인결과는질적으로유사하다

10 년생, 1941 년생, 1946 년생, 1951 년생등 4 개출생코호트를선택하여분석에포함하였다. 이들코 호트들에대해서는 55 세, 60 세, 65 세, 70 세, 75 세무렵가운데일부연령에대한노후소득대체율 을계산할수있다. 5) IV. 코호트별장년소득대비노후소득변화분석 < 그림 1> 은 1936년생, 1941년생, 1946년생, 1951년생등네출생코호트각각에대해장년기 (45 54세 ) 소득에대비한노후소득이연령에따라어떻게변화했는지를보여준다. 데이터가포함하는기간에제약이있고근래의출생코호트는아직까지고령화를경험하기이전이기때문에코호트별로관측가능한연령대가상이하다. 예컨대 1936년출생코호트의경우노후소득관측의시작연도인 1996년에 60세였기때문에 60세이후의노후소득대체율만추정되고, 1951년생의경우데이터가가용한가장최근연도인 2013년에 62세였기때문에그이후의노후소득대체율을추정할수없다. 그럼에도불구하고인근출생코호트간에는겹치는연령대가있기때문에코호트간변화의추이를어느정도파악할수있다. < 그림 1> 각출생코호트의장년기 (45 54 세 ) 소득대비소득비율 그림에나타난결과는모든출생코호트가연령이높아지면서장년기소득에비교한노후소득비율의급격한감소를경험했다는것을보여준다. 가장넓은연령대에대해노후소득을관찰할수있는 1941년생과 1946년생을기준으로볼때장년기소득대비 65세무렵소득은대략 40% 수준을약간상회한다. 1936년생에대해서만추정가능한 75세무렵의노후소득대체율은약 30% 수준이다. 각출생코호트의동일연령때의노후소득대체율을비교해보면 1936년생부터 1946년생까지 5) 논문에는보고되지않았지만 1996 년, 2000 년, 2006 년 2013 년기간의각연도에대해고령인구 (55 64 세, 세, 세 ) 의장년소득대비노후소득비율을추정하는기간별분석을수행하였으며그결과는 코호트분석결과와대체로부합한다 ( 이영섭 이준행 이철희, 2014)

11 장년소득대비노후소득대체비율이감소하는경향을보인다. 60세무렵의노후소득대체율 (1941년생의경우 59세노후소득대체율 ) 은 1936년생 94%, 1941년생 87%, 1946년생 62% 로근래의출생코호트로올수록낮은것을볼수있다. 65세경의노후소득대체율 (1936년생과 1946년생은 64 세 ) 도 1936년 66%, 1941년생 49%, 1946년생 45% 로낮아졌다. 1951년생의경우 62세이후의소득을관찰할수없기때문에다른출생코호트와비교하는것이용이하지않다. 다만 58 62세소득대체율을고려한다면 1951년생의노후소득보장정도가 1946년생에비해서는다소개선된것을확인할수있다. 그렇지만 1951년생의 60세무렵노후소득대체율은같은연령때의 1936년생이나 1941년생의노후소득대체율에비해여전히낮은것으로나타난다. 요컨대장년기소득에대비한비율로볼때우리나라고령자들의노후소득수준은장기적으로감소해오다가최근고령층에진입한출생코호트부터반전의조짐을보인다고할수있다. 그렇지만그개선의정도는아직미약한것으로보이며, 근래의출생코호트가보다높은연령에도달해서도개선의추이가이어질지는아직확실하지않다. 6) < 그림 2> 는각출생코호트에대해소득분위별소득대체율을계산한결과를보여준다. 예컨대 1946년생제1분위 ( 소득최하위 20%) 가구주의 60세때소득대체율은, 2006년에조사된 1946년생가구중 1분위에속하는가구의소득을 1991년 2000 년에조사된 1946년생가구중 1분위에속하는가구의소득으로나눈것이다. 특정한출생코호트에속하는사람들의소득분위가연령에따라바뀔수있기때문에이분석결과는동일한코호트의경험을추적한 < 그림 1> 의분석결과에비해엄밀성이떨어진다. 그럼에도불구하고소득계층에따른차별성을살펴보는데는어느정도유용한결과라고할수있다. 6) 각출생코호트간노후소득대체율의차이는이비율의분모인장년기평균소득의차이때문에발생한것은아니다. 부록의 < 부표 3> 은각출생코호트의장년기평균소득을계산한결과를보여준다. 실제노후소득대체율계산에이용된소득변환율및물가 임금상승률을적용하여조정한장년기평균소득은각코호트간에큰차이를보이지않는다. 예컨대 1941년생의장년기소득은 1936년생의소득에비해 2.1% 더높고, 1946년생의장년기소득은 1941년생에비해 6.6% 더높다. 이는 < 그림 1> 에제시된코호트간노후소득대체율차이에비해매우작은규모이다

12 < 그림 2-1> 소득분위별장년기소득대비소득비율 : 출생코호트별 < 그림 2-2> 소득분위별장년기소득대비소득비율 : 출생코호트별

13 < 그림 2-3> 소득분위별장년기소득대비소득비율 : 출생코호트별 < 그림 2-4> 소득분위별장년기소득대비소득비율 : 출생코호트별

14 < 그림 2> 의결과는장년기소득대비노후소득비율이저소득층일수록낮다는것을보여준다. 예컨대 1941년생의 70세때소득대체율은 1분위가구의경우 19% 인데비해 5분위가구의경우 53% 로그차이가매우크게나타났다. 여기에서주목할것은소득대체율의분모인장년기소득은분자인노후소득과동일한소득분위가구에서계산되었다는것이다. 즉장년기저소득층의낮은소비수준혹은기대수준을감안한다하더라도저소득계층의노후소득보장정도가매우낮다는것을알수있다. 전체가구에대한결과 ( 그림 1) 에서발견되는장년기소득대비노후소득비율의가파른감소는대체로모든소득계층에서관찰된다. 그러나그감소패턴의소득계층별차이는출생코호트별로약간씩다르게나타난다. 예컨대 1936년생의경우연령이높아질수록소득계층간소득대체율격차가감소되는경향을보인다. 반면 1946년생의경우연령이높아질수록소득계층간격차가확대되는경향이발견된다. 한편장년기소득대비노후소득비율과함께고령자들의경제적인여건에대해중요한정보를제공해주는것은주로어떤소득원으로부터노후소득을얻는가하는것이다. 예컨대노후소득대체율이동일하다고해도노후소득이주로근로소득으로구성되어있는경우와노후소득의대부분이공적연금소득으로구성되어있는경우는고령자들의노후후생수준에대해상이한함의를제공해준다. 또한노후소득의구성과장기적인추이에따라노후소득보장성을높이기위한적절한전략이다를수있다. < 그림 3> 은각출생코호트에대해장년소득대비소득원천별노후소득비율이연령에따라어떻게변화했는지를보여준다. 즉전체노후소득대신특정한원천으로부터의노후소득을장년소득으로나눈비율을제시해준다. 이비율을 < 그림 1> 에제시된장년소득대비전체노후소득비율로나누면각원천으로부터의소득이노후소득의몇퍼센트를차지하는지를알수있다

15 < 그림 3-1> 장년소득대비소득원천별 노후소득비율 : 각코호트연령별변화 < 그림 3-2> 장년소득대비소득원천별 노후소득비율 : 각코호트연령별변화

16 < 그림 3-3> 장년소득대비소득원천별 노후소득비율 : 각코호트연령별변화 < 그림 3-4> 장년소득대비소득원천별 노후소득비율 : 각코호트연령별변화

17 근로소득및사업소득대체율 ( 그림 3-1) 의연령및코호트에따른변화의패턴을살펴보면 < 그림 1> 에제시된장년소득대비전체노후소득비율과매우유사한것을알수있다. 즉연령이높아지면서장년소득대비근로소득비율은빠르게낮아지며 1936년생부터 1946년생까지는젊은출생코호트일수록그비율이낮아지는패턴을관찰할수있다. 전체소득의경우와마찬가지로 1946년생과 1951년생의연령-근로소득대체율궤적은유사하다. 근로소득대체율의크기를살펴보면우리나라고령자들이노후소득의매우큰부분을근로소득에의존하고있다는사실을알수있다. 예컨대 1946년생을기준으로볼때 65세무렵의장년소득대비근로소득비율은대략 30% 정도이다. 이는전체소득대체율 45% 의삼분의이에달하는것이다. 70세에이르러서도근로소득은전체노후소득의약절반을차지하는것으로나타난다. 공적연금소득대체율에대한결과 ( 그림 3-2) 를살펴보면근로소득및사업소득의경우와는반대로연령이높아지면서장년소득대체율이높아지고근래의출생코호트로올수록그비율이높아지는패턴이발견된다. 다만 1936년생의경우 70세이후장년소득대비공적연금소득비율이감소하는경향이나타나고 1941년생의공적연금소득대체율이 1936년생의대체율에비해개선되지않았다는점은전반적인결과와부합되지않는점들이다. 공적연금소득의중요성이빠르게높아진것은사실이지만이소득원이장년소득을대체하는비율은아직까지도낮은편이다. 공적연금소득대체율이가장높게나타난 1951년생의 62세무렵을고려해도이소득원의대체율은 7% 에미치지못한다. 이는 62세때 1951년생의전체노후소득대체율 ( 약 60%) 의약 11% 에불과하다. 사적연금및재산소득대체율 ( 그림 3-3) 은 4개출생코호트모두에대해연령이증가하면서완만하게감소하는추세를보여준다. 각출생코호트의연령-대체율궤적이대체로동일한선상에위치해있는것을볼때출생코호트간에뚜렷한구조적차이는없는것으로보인다. 공적이전소득대체율 ( 그림 3-4) 은공적연금소득의경우와마찬가지로연령이높아질수록증가하고근래의출생코호트일수록높아지는패턴을보인다. 근로소득및사업소득의경우와마찬가지로 1946년생과 1951년생의연령-공적연금소득대체율궤적은매우유사하다. 사적연금및재산소득과공적이전소득모두전체노후소득의비교적작은부분을설명한다. 사적연금및재산소득의대체율은 60세무렵 1951년생에대해비교적높게추정되었는데 ( 약 8%) 이는전체노후소득대체율의약 10% 에불과하다. 공적이전소득대체율도빠르게증가해오기는했지만가장높은경우에도 3% 를넘지못하는것으로나타난다. 장년소득대비소득원천별노후소득비율변화에관한결과를요약하면다음과같다. 전반적으로근로소득및사업소득의감소는장년소득대비노후소득이연령에따라감소하고연령-소득대체율궤적이젊은출생코호트일수록낮아지도록만든주된요인이다. 이와는반대로공적연금소득과공적이전소득의증가는장년소득대비노후소득이연령에따라증가하고연령-소득대체율궤적이젊은코호트일수록높아지게만드는요인, 즉근로소득및사업소득감소의효과를어느정도상쇄하는요인으로작용하였다. 그런데공적연금소득과공적이전소득증가효과는근로소득및사업소득감소효과를상쇄하기에는크게미약했던것으로나타났다. 사적연금및재산소득의변화도노후소득보장성을개선하는데는도움이되지못했다. 그결과 < 그림 1> 이보여주는것처럼전체적인노후소득보장정도가연령이높아지면서낮아지고근래의출생코호트로오면서악화되는현상이나타난것으로분석된다. 그렇다면이와같은결과는아직까지우리나라의공적연금이성숙하지못했기때문에나타난것일까? 따라서향후고령인구의공적연금수급비율이높아지면노후소득보장성이획기적으로개선될수있을까? 불완전하게나마이질문에대한해답을얻기위해서공적연금소득이있는가구만을

18 대상으로장년소득대비노후소득비율을계산하고자시도하였다. 이분석을수행하는이상적인방법은동일한성격의가구, 즉공적연금에가입되어있었던과거장년인구와공적연금을받고있는현재의고령인구를식별하여둘을매칭하는것이다. 그러나과거의 45 54세가구주가구중훗날공적연금을받을가구를식별할수없다는문제가있다. 따라서실제의분석에서는소득대체율의분모로공적연금가입가구가아닌전체가구의평균소득을이용할수밖에없었다. 노후에공적연금을수급한가구가그렇지않은가구에비해장년기소득이높았다면이방법은공적연금수급가구의노후소득대체율을과대평가할가능성이있다. < 그림 4> 공적연금소득이있는가구의 장년기소득대비노후소득비율 : 각코호트연령별변화 이분석의결과는 < 그림 4> 에제시되어있다. 이결과를 < 그림 1> 과비교해보면공적연금을받은가구만을대상으로보더라도연령에따른소득대체율의하락정도가크게개선되지않는다는것을알수있다. 70세무렵의소득대체율은 40% 로전체가구를대상으로한결과와같다. 또한보다젊은출생코호트의불리함도여전히사라지지않는다. 즉 1936년생부터 1946년생까지연령- 소득대체율궤적이하향이동하는것이관찰된다. 다만 1951년생과 1941년이전출생자들간의격차가어느정도감소한것으로보인다. 7) 7) 공적연금소득이있는가구만을대상으로소득원천별소득대체율변화를살펴보면, 전체가구를대상으로한결과 ( 그림 2) 와가장뚜렷한차이를보여주는결과는공적연금소득대체율의변화이다. 즉전체가구의경우와는달리연령이증가할수록장년소득대비공적연금소득비율이감소하고 1936년생부터 1946년생까지는젊은코호트의공적연금소득대체율이더낮게추정된다. 이는적어도부분적으로는국민연금개혁에의해연금소득대체율이낮아진효과를반영하는것으로보인다. 실제로평균임금대비평균국민연금수급액은 1999년 21% 에서 2000년 11% 로급감한것으로추정된다 ( 이철희, 2014). < 그림 1> 이보여주는것처럼공적연금이노후보장에서차지하는중요성이높아진것은연령및코호트에따른수급비율증가효과가수급액수의감소효과를압도한결과로풀이된다

19 V. 결론 이논문의가장주된결과는장년기소득에대비한비율로볼때우리나라고령자들의노후소득수준이장기적으로감소해왔다는것이다. 예컨대장년소득에대비한 64세때의소득비율이 1936년생의경우 66% 였으나 1946년생의경우 45% 에불과했다. 최근고령층에진입한출생코호트 (1951 년생 ) 부터미약한반전의조짐을보이기는하지만그개선의정도는아직미약한것으로보이며, 근래의출생코호트가보다높은연령에도달해서도개선의추이가이어질지는확실하지않다. 소득원천별분석결과는이와같은노후소득대체율의장기적인감소가주로근로소득및사업소득대체율의저하에기인한것임을보여준다. 근래의출생코호트로올수록공적연금소득과공적이전소득이증가하기는했지만근로소득및사업소득감소의효과를상쇄하기에는크게미약했던것으로나타났다. 사적연금및재산소득의변화도노후소득보장성을장기적으로개선하는데는도움이되지못했다. 이연구는또한연령이높아지면서노후소득대체율이지속적으로하락한다는것을보여준다. 이는기존연구들이주로했던것처럼은퇴직후의소득혹은은퇴자의평균적인소득만을고려할경우연령에따른노후소득보장정도의이질성을파악하기어렵다는점을시사한다. 연령이높아짐에따라소비지출의필요도줄어들수있기때문에이결과만가지고연령이높아질수록노후소득보장성이떨어진다는결론을내리기는어렵다. 그럼에도불구하고점차그수가늘어나는초고령층의노후소득보장문제를좀더심각하게고려할필요가있는것으로보인다. 특정한시점및연령의노후소득대체율의수준을정확하게추정하는것은이연구의기본적인목표가아니다. 그럼에도불구하고추정결과는한국의노후보장성정도가상당히낮다고지적한선행연구의결과를대체로뒷받침해준다. 예컨대은퇴시점과기대수명의중간이라고할수있는 70세무렵의노후소득대체율이약 40% 로추정되었는데이는기존의연구들이제시하는적절한노후소득대체율 50 70%( 원종욱, 2000; 안종범 전승훈, 2005; 백화종외, 2011) 보다낮은수준이다. 미국의사례를보면 1990년대 55세소득대비 70세소득비율이세전소득을적용할경우 60 70%, 세후소득을적용할경우 70 80% 수준으로추정되었다 (Smith, 2003). 전체가구의평균은한국의고령빈곤문제의심각성을충분히보여주지않는다. 이연구의결과는특히중간이하소득계층의노후소득대체율이매우낮다는것을알려준다. 예컨대하위 20% 가구의 70세소득대체율은약 20% 수준에불과하다 ( 그림 2: 1936년생과 1941년생 ). 소득분위별적정소득대체율을확실하게알지못하는상황에서이추정치에기초하여저소득가구의노후소득보장성을정확하게평가하기는어렵다. 그러나해당소득분위의낮은장년소득을기초로추정된소득대체율이전체평균의절반밖에되지않는다는점을고려할때저소득고령가구의경제적여건은매우열악하다고할수있다. 왜노후소득대체율이근래의출생코호트로올수록감소했는지를정확하게이해하는것은이논문의한계를넘어서며추가적인연구를필요로한다. 그럼에도불구하고다음과같은몇가지가능한요인들의역할을검토해볼수있겠다. 첫째, 근로소득및사업소득이노후소득의가장큰부분을차지하는만큼우선적으로고령인구의고용과임금이상대적으로하락했을가능성을고려해볼필요가있다. 그런데한국고령인구의고용률이장기적으로저하했다는증거는없는것으로보인다. 2000년이후에는여성을중심으로 50세이상인구의고용률이높아지는현상이나타나기도했다. 가구주근로소득이있는가구의비율에있어서출생코호트간에차이가관찰되지않는다는

20 사실 ( 그림 5) 은이를뒷받침해준다. 이렇게볼때고령인구의상대적인소득감소는이연령층의상 대적인임금감소에기인했을가능성이크다. 실제로 2000 년대를통해고령근로자의상대적인임 금은저하되었고일자리의질은악화된것으로나타난다 ( 이철희, 2014). < 그림 5> 가구주근로소득이있는가구비율 : 출생코호트별 < 그림 6> 각코호트의연령별평균가구원수

21 둘째, 자녀와동거하는고령인구의비율이감소하면서고령가구주가구의상대적인소득이감소했을가능성이있다. 이가설을검토하기위해 1985년에서 2010년까지의인구총조사 1% 표본을이용하여각출생코호트별로연령별평균가구원의수를비교하였다 ( 그림 6). 예상한대로평균적인가구원의수는연령이높아질수록, 늦게출생한코호트일수록적은것으로나타난다. 이는근래의출생코호트일수록자녀로부터의경제적지원이감소했을가능성이있음을시사한다. 그렇지만가족구조의변화는노후소득대체율이근래의코호트로오면서감소한현상을설명할수있는주된요인은아닌것으로보인다. 먼저평균가구원수의코호트간차이는주로 60세이전의연령에서뚜렷하게관찰된다. 예컨대 65세무렵 1936년생과 1946년생의평균가구원수차이는약 0.3명에불과하다. 그리고전반적으로자녀로부터의이전소득이노후소득에서차지하는비중은매우낮으며, 또한동거를하지않는경우에도자녀가부모에게소득을이전하는것이가능하다. 이렇게볼때가족구조의변화가고령자들의경제적인어려움을가중시켰을가능성은있지만적어도이연구에서정의한노후소득대체율의변화에는큰영향을미치지못했을것으로판단된다. 마지막으로, 사망률이점차감소하면서고령까지생존한인구가운데소득수준이낮은사람들의비중이높아졌을가능성이있다. < 그림 7> 은통계청에서제공하는여러연도의생명표를이용하여작성한, 각출생코호트의 50세이후생존곡선 (survival curve) 을보여준다. 늦게출생한사람들일수록고령까지생존할확률이높다는것을알수있다. 논의의단순화를위해고소득층에비해저소득층의사망위험이높다고가정하자. 그리고출생코호트간생존확률의차이가체질혹은건강상태의차이가아니라아픈사람의사망을막거나지연하는의료수준의개선을반영한것이라고가정하자. 이경우사망률이감소하면서고령까지생존한인구중소득수준이낮은사람들이차지하는비율이늘어날것이다. 그렇지만사망에의한인구선택 (population selection) 이어떠한방식으로이루어지는지를정확하게알지못하는만큼이요인이노후소득대체율의장기적인감소를설명할수있을지는확실하게판단하기는어렵다. < 그림 7> 각코호트의 50 세이후생존곡선 (survival curve)

22 부록 1. 소득변환비율 본연구에서장년기의소득을추정할때사용되는자료들은표본의범위와소득을보고하는범위에있어서은퇴후의소득을추정할때사용되는자료들과다르다. 구체적으로장년기자료의범위는 2인이상도시가구 혹은 2인이상도시및비도시가구 로서, 은퇴후자료의범위인 1 인이상도시및비도시가구 에비해제한적이다. 또한그중에서도도시가계조사는임금근로자의소득만이보고되어사실상가용한표본의범위는임금근로자로한정된다. 따라서장년기소득의추정치와은퇴후소득의추정치의비교를위해서는두자료간의차이를조정할필요가있다. 가구소비실태조사와 2006년이후의가계동향조사는전체가구를포함하고있으므로, 이들자료를통해장년기소득자료에해당되는일부표본집단과, 은퇴후소득자료에해당하는전체표본집단간의관계를추정할수있다. 이연구에서는 1996년가구소비실태조사를이용하여두소득자료로부터의추정치를비교가능하게하였다. 8) 구체적으로, 1996년가구소비실태조사전체표본의세전소득평균을 1996년가구소비실태조사의 2인이상도시거주임금근로자표본의세전소득으로나누어변환율 (conversion rate) 로정의한다. 즉 년도전체표본의평균소득을, 년도의 2인이상도시거주임금근로자의평균소득을 라고나타낸다면, 변환율은다음과같이정의된다 : (A.1) 도시가계조사에서가용한표본으로부터계산되는장년기소득평균은 2 인이상도시거주임금근 로자의평균소득이다. 따라서 는도시가계조사에서식별되는값이다. 이를바탕으로장년기의 전체가구소득평균치 를 (A.2) 로추정하였다. 한편변환율을각소득분위그룹에대해서도정의할수있다. 년도전체표본중 번째소득분위그룹의평균소득을, 년도 2인이상도시거주임금근로자중 번째소득분위그룹의평균소득을 라고하고, 소득분위별변환율을다음과같이정의하였다 :. (A.3) 8) 가계동향조사또한전체표본을포함하고있으므로아래와동일한과정으로변환율을구하여두자료간의차이를조정할수있다. 그러나가구소비실태조사의자료는장년기의자료와시간상더욱가깝다는이점을가지며, 가구소비실태조사를이용한분석은 2006년가계동향조사를이용한분석과질적으로다르지않았다

23 위와마찬가지로장년기 분위의평균소득은 를이용하여추정하였다 년가구소비실태조사를이용한변환율은세전소득기준으로다음과같다. < 부표 1> 소득변환비율 B: 2인이상도시 A: 전체가구임금근로자가구 ( 천원 / 년 ) ( 천원 / 년 ) 변환율 (=A/B; %) 전체 28, , 분위 10, , 분위 19, , 분위 26, , 분위 33, , 분위 53, , 소비자물가및실질임금변화율조정 이연구에서는장년기소득과은퇴후소득을비교하기위해각해의소득을소비자물가지수와 실질임금변화율을이용해조정하였다. 소비자물가지수는국가통계포털에서제공받았으며, 실질임금 상승률은노동통계연감 (1995 년, 2005 년, 2011 년 ) 을종합하여계산하였다. 소비자물가지수와실질 임금은각각 2010 년이 100 의값을갖도록하였으며구체적인값은다음과같다. 예를들어 2000 년의소득 1000원은 2010년의소득 원에해당한다. < 부표 2> 년도별소비자물가지수및실질임금 년도소비자물가지수실질임금년도소비자물가지수실질임금

24 < 부표 3> 각출생코호트의장년기평균소득 코호트 원자료평균 소득변환율만적용 소득변환율및물가 임금상승률물가 임금상승률적용적용 1951년생 년생 년생 년생

25 참고문헌 강성호 김경아, 2008, 역모기지활용에따른가구유형별노후소득보장및빈곤완화효과분석 : 거주주택및순자산의역모기지전환효과를중심으로, 사회보장연구 제24권제3호, 171~198. 강성호, 2012, 적정노후소득수준에대응한공 사적연금소득원추정, 응용경제 제14권제2 호, 175~212. 국민연금공단, 2013, 국민연금통계연보 제25호, 국민연금. 류건식 이봉주, 2008, 사적연금제도의노후소득보장효과분석, 기업경영연구 제15권제3호, 189~205. 류건식 이봉주 김동겸, 2009, 사적연금소득대체율추정에의한노후소득보장수준평가, 보험학회지 제83권, 93~121. 백화종 석상훈 김헌수 이은영, 2011, 한국인의은퇴준비와노후소득수준의적절성평가, 국민연금연구원프로젝트 석재은, 2003, 노령계층의소득계층별필요소득수준연구, 한국인구학 제26권제1호, 79~113. 안종범 전승훈, 2005, 은퇴자가구의적정소득대체율, 한국경제연구 제15권, 5~33. 여윤경, 2002, 목표소득대체율을통한은퇴소비의추정, 대한가정학회지 제40권제2호, 83~97. 원종욱, 2000, 국민연금의적정소득대체율분석, 보건복지포럼 제45권, 32~42. 이에스더, 2013, 성인자녀가중년여성의노동공급에미치는영향, 서울대학교경제학부석사학위논문. 이영섭 이준행 이철희, 2014, 고령화와사적연금활성화, 서울대학교금융경제연구원. 이철희, 2012, 산업구조의변화와고령인력의고용, 노동경제논집 제35권제1호, 55~88., 2013, 한국고령근로자들의퇴직 : 사업체규모및고용형태별분석, 경제학공동학술대회발표논문 (2013년 2월 )., 2014, 한국고령노동시장성격에대한비교사적접근, 이영훈편 한국형시장경제체제, 제7장. 임병인 강성호, 2005, 국민 퇴직 개인연금의소득계층별노후소득보장효과, 보험개발연구 제16권제3호, 89~121. 전승훈 강성호 임병인, 2009, 은퇴후필요소득수준과국민연금및퇴직연금의자산충분성, 경제학연구 제57권제3호, 67~100. Lee, Chulhee, 2001, The Expected Length of Male Retirement in the United States, , Journal of Population Economics 14(4), 641~650. Smith, James, 2003, Trends and Projections in Income Replacement during Retirement, Journal of Labor Economics 21(4), 755~