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1 81 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 * 윤종인 ** 논문초록 1) 본연구는 1990~2015년가구자료를이용하여우리나라소득분배의연령효과와코호트효과를분석하였다. 주요실증분석결과는다음과같다. 첫째, 소득분배지표는시장소득을이용할경우상승하여왔지만처분가능소득을이용할경우최근하락또는안정되고있다. 이는최근시행된정부정책이실효성을지님을보여준다. 둘째, 연령-소득수준효과, 연령-소득분배효과, 코호트-소득수준효과는유의하였던것으로보이지만코호트-소득분배효과는매우약하였다. 셋째, 가구주연령에의한타일지수분해결과에따르면연령집단간효과의비중은상대적으로증가하여왔고연령집단내효과의비중은상대적으로감소하였다. 실증분석결과는세대간차이가현재의우리나라소득분배에크게작용하고있음을보여준다. 우선 1945년이전에출생한현재의노인층은연령효과와함께코호트효과 ( 후속세대보다소득수준이낮다 ) 를겪고있는세대이며우리나라소득분배구조에서가장어려운위치에처해있다. 한편 1945~1975년에출생한현재의중장년층은연령효과에도불구하고코호트효과 ( 이전세대보다소득수준이높다 ) 로인해이전세대에비해상대적으로유리한노년을맞을수있을것이다. 핵심주제어 : 소득분배, 인구구조, 고령화, 지니계수, 타일지수, 코호트분석경제학문헌목록주제분류 : D31, D63 투고일자 : 심사및수정일자 : 게재확정일자 : * 본논문을심사해주신익명의심사위원과자문위원께감사드린다. 심사과정에서많은문제가제기되었는데, 그중에서해결되지못하고여전히남아있는한계는필자의책임이다. 이논문은 2018년도백석대학교대학연구비에의하여수행된것임. ** 백석대학교경상학부부교수, jiyoon@bu.ac.kr

2 82 經濟學硏究제 66 집제 1 호 Ⅰ. 문제제기 우리나라의소득분배지표는 1990년대안정되다가외환위기를거치면서상승하여왔다는것이일반적인인식이다. 가장심각한문제는계층상승이어려워졌다고느끼는국민이많아졌다는점이다. 계층의하락또는고착화를우려하는위기의식은소득분배가현재한국사회가직면하고있는여러경제문제중에서특별히중요한것임을보여준다. 중요한문제인만큼이에대한연구는여러측면으로부터시도되어왔다. 예를들어조윤제외 (2016) 에실린여러논문들은소득분배와관련된다양한이슈를다루고있다. 그중에서본연구가주목하는것은인구구조의변화가미치는영향이다. 물론인구구조변화에서핵심은고령화이고, 고령화란총인구에서노인인구의비중이증가하는현상이다. 그런데고령층의소득은다른연령층에비해더적고더불균등하다고알려져있다. 따라서고령화가진전된다면고령층의상대적증가만으로도총인구의소득분배지표는상승할수밖에없다. 원종학 성명재 (2007) 은 1982~2006년통계청가계조사자료를이용하여가구주연령에따라지니계수를분해하였다. 이연구는총인구지니계수에대해연령집단내지니계수가 1/3, 연령집단간지니계수가 2/3를설명한다고보고하였다. 물론연령집단간지니계수는두가지요인, 즉총인구에서각연령집단이차지하는비중과연령집단간평균소득의차이에따른것이다. 그런데이연구는연령집단간평균소득의차이에변화가있었던것으로보기어렵다고말한다. 따라서총인구의지니계수가증가한이유는고연령집단의비중이증가하였기때문이다. 성명재 박기백 (2009) 도 1982~2008년통계청가계조사자료를이용하여비슷한결과를제시하였다. 결과에따르면 1982~1994년에는인구구조변화가소득분배에미치는영향이거의 0에가까웠지만 1994~2008년에는 14.9% 나되었다는결과를제시하였다. 연령이많을수록소득분배지표가상승한다는관찰에는연령효과 (age effect) 와코호트효과 (cohort effect) 가혼합되어있다. 우선두가지효과를정의하면다음과같다. 연령효과란연령이다를때소득분배의차이를의미하고코호트효과란출생연도가다를때소득분배의차이를의미한다. 예를들어 40세일때의소득분배와 50세일때의소득분배가다르다면이는연령효과이지만 1945년생의소득분배와 1955년생의소득분배가다르다면이는코호트효과이다. 따라서횡단면자료를이용

3 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 83 하여연간지니계수를가구주연령에따라분해했던연구는연령효과와코호트효과의혼합을다룬것이다. 즉 2015년 40세와 50세의차이에는연령효과와코호트효과가혼합되어있다. 그두집단은연령이다를뿐만아니라출생연도도다르기때문이다. 소득분배의연령효과와코호트효과에대한관심은 Paglin(1975) 에서시작되었다. 그는연령에따른소득흐름이평평하고각코호트의생애소득이같다는가정하에지니계수의추정이의미를가진다고지적하고그에대한대안을제시하였다. 이를흔히 Paglin 지니계수라고하는데이에따르면 1947~1972년미국의불평등추이는 23% 나과장되었다고한다. 따라서최근의해외연구는연간소득이아니라생애소득을이용하는방향으로진행되고있다. 독일에대한연구에서 Bönke et al.(2015) 는생애소득을이용하였으며, 최근지니계수상승의주요요인은 1960년대에출생한세대의경우이전세대보다세대내불평등이 85% 나더높았기때문임을보인바있다. 이탈리아에대한연구에서 Berloffa and Villa(2010) 는가구주가 1930년대와 1940년대에출생한가구의생애소득이이전세대보다 8%, 이후세대보다 5% 많다는결과를제시하였다. 이두연구는코호트효과에대해서로다른결과를제시한셈인데, Bönke et al.(2015) 는연령집단내소득분배가변화하였음을관찰하였고 Berloffa and Villa(2010) 는연령집단간평균소득의차이를관찰하였다. 이외에 Almås et al. (2011) 는노르웨이에대한연구인데비슷한관점에서연령효과에대한연구를수행하였고 Heathcote et al.(2005) 는소득분배의연령효과와코호트효과를구분하는방법에대해논의하였다. 국내의경우생애소득을직접이용하기는어렵다. 따라서이문제를다루기위해코호트분석 (cohort analysis) 을이용하고자한다. 코호트분석은소비및저축분야에서널리활용되고있으며, 연령효과와코호트효과를분석하는데적합하다 (Deaton, 1985; Attanasio, 1994). 이에따르면연령효과와코호트효과는다음과같다. 예를들어 2015년 40세 (1975년생) 와 50세 (1965년생) 를비교한다면, 2015년 1965년생이 50세일때와 2005년 1965년생이 40세일때의차이는연령효과이고, 2015년 1975년생이 40세일때와 2005년 1965년생이 40세일때의차이는코호트효과이다. 또한코호트분석이제시하는주요결과는각코호트의소득또는소득분배지표가연령에따라어떤움직임을보이는가를나타내는연령프로파일 (age profile)

4 84 經濟學硏究제 66 집제 1 호 이다. 이제소득분배의코호트효과를두가지로구분한다. 물론출생연도는다르지만연령이같을때를비교해야한다. 하나는 Berloffa and Villa(2010) 가지적한코호트간생애소득의차이로이를 코호트-소득수준효과 라고부르기로한다. 예를들어 30세가되었을때 1975년생들의전반적인소득수준과 30세가되었을때 1985년생들의전반적인소득수준이갖는차이이다. 다른하나는 Bönke et al.(2015) 가지적한코호트내소득분배의차이도있을수있다. 이를 코호트-소득분배효과 라고부르기로한다. 예를들어 30세가되었을때 1975년생들내의소득분배와 30세가되었을때 1985년생들내의소득분배가갖는차이이다. 이와비슷하게소득분배의연령효과도두가지로구분한다. 물론출생연도는같지만연령이다를때를비교해야한다. 하나는특정코호트의전반적인소득수준이연령에따라달라지는것으로 연령-소득수준효과 라고부르기로한다. 예를들어 1975년생이 30세일때전반적인소득수준과 40세일때전반적인소득수준의차이이다. 다른하나는특정코호트내의소득분배가연령에따라달라지는것으로 연령-소득분배효과 라고부르기로한다. 예를들어 1975년생이 30세일때그들내의소득분배와 40세일때그들내의소득분배가다를수있다. 본연구는연령효과와코호트효과를분석함으로써다음의질문에대한설명을찾고자한다. 연령이많아질수록코호트내의소득과소득분배는어떻게변화하는가? 이러한패턴이모든세대, 즉출생연도가다르더라도비슷한가? 그렇다면출생연도가다른코호트간의차이는무엇인가? 연령효과와코호트효과는우리나라소득분배의추이를어떻게설명할수있는가? 이하의논의순서는다음과같다. 제Ⅱ절에서는자료와연구방법에대해설명한다. 타일지수의분해방법과코호트분석방법에대해설명한다. 제Ⅲ절에서는연간자료를이용하여소득분배지표를추정한결과를제시한다. 소득분배지표로는분위값, 90% 분위값 /10% 분위값배율, 지니계수, 타일지수를이용한다. 또한정부정책의효과를살펴보기위해소득원천에의한타일지수의분해결과를제시한다. 제Ⅳ 절에서는소득분배지표에대한코호트분석결과를제시한다. 제Ⅴ절에서는가구주연령에의한타일지수의분해결과를제시함으로써기존연구결과와본연구의코호트분석결과를종합적으로고찰한다. 끝으로제Ⅵ절에서결론을맺는다.

5 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 85 Ⅱ. 자료및연구방법 1. 자료 본연구는통계청이제공하는가계동향조사 ( 신분류 ) 의마이크로데이터 (MDIS) 를이용하였다. 표본가구는 2인이상도시가구만을대상으로하여총 219,465개이며표본기간은 1990~2015년의 26년간이다. 1인가구자료는 2006년이후그리고비도시가구자료는 2003년이후제공되기때문에본연구에서는이자료들을제외할수밖에없었다. 통계청은시장소득 (before-tax income) 과처분가능소득 (disposable income) 을다음과같이정의한다. 시장소득은근로소득, 사업소득, 재산소득, 사적이전소득의합이고처분가능소득은시장소득에공적이전소득을더하고공적비소비지출을차감한것이다. 여기에서공적이전소득은공적연금, 기초노령연금, 사회수혜금, 세금환급금으로구성되어있으며, 공적비소비지출은경상조세, 연금, 사회보험으로구성된다. 이하에서타일지수를분해할때소득원천에따른분해를수행하게되는데, 소득원천이란근로소득, 사업소득, 재산소득, 사적이전소득, 공공이전소득으로구분한다. 여기에서공공이전소득은공적이전소득의합에서공적비소비지출을차감한것이다. 본연구는시장소득과처분가능소득을모두이용하며결과를비교한다. 통계청의가계동향조사자료는가구당자료이다. OECD는가구소득을가구원수의제곱근으로나누어구한균등화소득 (equivalized income) 을이용할것과가구소득이 (-) 일때이를 0으로처리할것을권장한다. 본연구도이를따랐다. 다만타일지수를계산할때가구소득이 (+) 이어야함을고려하여가구소득이 0보다작거나같을경우 1로처리하였다. 본연구는코호트분석을수행한다. 이를위하여서로다른시기의소득을비교하게되는데, 이를위한조정이필요하다. 본연구는 Attanasio(1994) 를따라소비자물가지수를이용하여모든값을 2015년불변가격으로환산하였다. 연간자료인점을고려하여소비자물가지수는각연도 6월과 7월소비자물가지수의평균을이용하였다. <Table 1> 에는표본에대한기술적통계가제시되어있다. 가구당가구원수는꾸

6 86 經濟學硏究제 66 집제 1 호 준히감소하였는데, 1990 년평균 3.91 명에서 2015 년 3.03 명까지줄었다. 반면에 가구주연령은꾸준히상승하였는데, 1990 년평균 38.2 세에서 2015 년 51.4 세까지 높아졌다. 한편남성가장비율은하락하다가조금상승하였는데, 1990 년 86.8% 에 No. of No. of Year household Sample members <Table 1> Descriptive statistics Age of Ratio of male family head family head Before tax Disposable income(ten income(ten thousand won) thousand won) , ,195 1, , ,348 1, , ,485 1, , ,537 1, , ,673 1, , ,842 1, , ,971 2, , ,992 2, , ,672 1, , ,725 1, , ,831 1, , ,942 1, , ,048 2, , ,071 2, , ,125 2, , ,164 2, , ,219 2, , ,280 2, , ,252 2, , ,177 2, , ,222 2, , ,268 2, , ,344 2, , ,400 2, , ,414 2, , ,429 2,550 Notes: Number of family members, age of family head, ratio of male family head are mean. Before tax income and disposable income are median.

7 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 87 <Figure 1> Age profiles of dependent members(per household) Notes: 1) Age profiles of average number of (a) all dependent members, (b) age under 20, (c) age 21~30, (d) age 31~40, (e) age 41~50, (f) age over 60. 2) Age profiles of cohort born in 1935(solid line), 1945(long dotted line), 1955(short dotted line), 1965(solid line), 1975(long dotted line), 1985(short dotted line) from right to left. 서 2001년 80.1% 까지낮아졌으나최근조금씩상승하여 2015년 82.2% 에이르고있다. 끝으로시장소득은 1990년 1,195만원에서 2015년 2,429만원으로연평균 2.84% 증가하였고, 처분가능소득은 1990년 1,239만원에서 2015년 2,550만원으로연평균 2.89% 증가하였다. 이값은모두 2015년불변가격으로계산된것이다. 한편 <Figure 1> 에는가구당평균부양가족수의연령프로파일이제시되어있다. 우선연령프로파일에대해설명하면다음과같다. <Figure 1> (a) 의경우모두 6개의곡선이그려져있는데가장오른쪽에위치한실선이 1935년생코호트의연령프로파일이다. 이코호트는 1990년 55세이었고 2015년 80세이었으므로곡선은 55~80

8 88 經濟學硏究제 66 집제 1 호 세까지그려져있다. 다음의긴점선이 1945년생코호트의연령프로파일인데, 1990년 45세이었고 2015년 70세이었으므로곡선은 45~70세까지그려져있다. 이런식으로 1955년생 ( 짧은점선 ), 1965년생 ( 실선 ), 1975년생 ( 긴점선 ), 1985년생 ( 짧은점선 ) 의연령프로파일은각각 35~60세, 25~50세, 20~40세, 20~30세까지그려져있다. 또한 (a) 에는부양가족수전체의연령프로파일이제시되어있고, (b) 에는 20세이하, (c) 에는 21~30세, (d) 에는 31~40세, (e) 에는 41~50세, (f) 에는 60 세이상인부양가족수의연령프로파일이제시되어있다. 즉 (b)~(f) 를모두더하면 (a) 가된다. <Figure 1> 의 (a) 를보면 1935년생보다는 1945년생, 그리고 1945년생보다는 1955년생의연령프로파일이조금낮은듯하지만 1955년생 ~1985년생의경우연령프로파일은비슷하다. 즉동일한연령일때부양가족수가코호트별로크게다르지는않았던것으로보인다. 한편 (b)~(f) 를보면부양가족을연령별로구분하더라도, 동일한연령일때부양가족수는코호트간에비슷한편이었다. 따라서균등화소득을계산하거나코호트효과를분석할때부양가족수의차이가작용하였다고하더라도그것으로인한차이가크지는않을것으로판단된다. 2. 소득분배지표의분해방법 여기에서는타일지수의소득원천별분해방법과하위집단별분해방법을중심으로설명한다. 본연구는타일지수를분해한결과만을제시할것인데, 하위집단별분해의경우중복항이남지않는장점이있다 (Cowell, 2000). 우선타일지수를소득원천별로분해하는방법은다음과같다. 는 번째가구의소득이고, 는 번째가구의원천 ( ) 의소득이다. 본연구는소득원천을근로소득, 사업소득, 재산소득, 사적이전소득, 공공이전소득의 5개로구분하였으므로 =5이다. 또한 는표본전체의평균소득이며표본의총인원수는 이라고하자. 그러면타일지수는아래 (1) 식의첫째행과같으며, (1) 식의둘째행과셋째행은이를분해한결과이다.

9 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 89 (1) 셋째행에서 는소득원천 의절대적기여도이며, 이를모든 에대해더하면 이된다. 따라서 은소득원천 의상대적기여도라고부른다. 한편타일지수를하위집단별로분해하는방법은다음과같다. 하위집단은가구주연령이 20대, 30대, 40대, 50대, 60대, 70대 (70세이상 ) 인 6개집단이며, 이를연령집단이라부르기로한다. 표본전체를 (=6) 개의하위집단으로구분하고, 번째집단 ( ) 에속한인원수는, 이를더하여얻은표본의총인원수는 라고하자. 한편 는 번째집단에속한 번째가구의소득이며, 는 집단의평균소득이고, 는표본전체의평균소득이다. 아래의 (2) 식에서첫째행은타일지수를나타내며, 둘째행과셋째행은이를분해한결과이다. (2) 분해결과의첫째항은집단간성분이고둘째항은집단내성분이다. 집단간성분은집단의평균소득차이로인한소득분배를나타내며, 집단내성분은집단에속한개인소득차이로인한소득분배를나타낸다. 셋째행의 는 번째집단내타일지수를나타내며집단내성분이란 의가중평균이다. 단가중평균을구할때표본전체의소득에서 번째집단의소득합이차지하는비중을가중치로이용한다.

10 90 經濟學硏究제 66 집제 1 호 3. 코호트분석방법 이미앞에서제시한바있는 <Figure 1> 이코호트분석의결과인데, 그핵심은각코호트의연령프로파일을구하는것으로다음과같다. 우선코호트란동일출생년도집단을말한다. 예를들어 1935년생코호트는 1935년에태어난사람이가구주가되는가구들의집단을말한다. 그리고연령프로파일은각코호트의자료를연령이정의역이되도록구한것이다. 따라서 1935년생코호트의연령별프로파일은다음과같다. 가계동향조사자료는 1990~2015년의것이므로 1935년생코호트는 1990년자료에 55세, 1991년자료에 56세, 1992년자료에 57세,..., 2015년자료에 80 세로되어있을것이다. 이를모두연결하면우리는 1935년생코호트의 55~80세연령별프로파일을구할수있게된다. 이와같은방식으로구하면 1936년생코호트의경우에는 54~79세연령프로파일, 1937년생코호트의경우에는 53~78세연령프로파일을구할수있게된다. 물론 1985년생코호트의경우에는 20~30세연령프로파일을구하게된다. 본연구는 1년단위로코호트를구축할수있었지만 1935년생, 1945년생, 1955년생, 1965년생, 1975년생, 1985년생등 6개코호트의결과를제시한다. 연령효과는각코호트의연령프로파일로부터직접확인할수있으며코호트효과는각코호트의연령프로파일을비교하면된다. 즉코호트효과란각코호트의연령프로파일이어떻게다른가를말하는것이다. 이를검정하기위하여본연구는 Mood의분위값검정을이용하였다. 이검정의귀무가설은 두코호트가동일연령일때, 90% 분위값또는 50% 분위값 ( 중앙값 ) 또는 10% 분위값이같다 이다. 예를들어 1945년생과 1955년생이 40세일때 90% 분위값이같다 는것이다. 만약이귀무가설이기각된다면코호트효과가있다고판단한다. 즉 1945년생과 1955년생이 40세일때 90% 분위값은같다고볼수없으며변화가있었다고해석한다. Ⅲ. 연간소득분배지표추정결과 1. 연간소득분배지표의추정결과 <Table 2> 는시장소득과처분가능소득을이용하여구한 10% 분위값, 90% 분위

11 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 91 값, 90% 분위값 /10% 분위값의배율, 지니계수, 타일지수의연간추정치를보여준다. 우선시장소득을이용한결과를보면, (a) 의 10% 분위값은 1990년 543.3만원, 1996년 848.8만원, 2015년 474.6만원으로변동이크다. (b) 의 90% 분위값은 1990 년 1,980.6만원에서 2015년 4,460.8만원에이르고있다. (c) 의 90% 분위값 /10% 분위값은 1990년 3.65배에서 2015년 9.40배까지상승하였고, (d) 의지니계수는 1990년 0.277에서 2015년 0.329까지상승하였다. 끝으로 (f) 의타일지수를보면 1990년 0.15에서 2015년 0.253까지상승하였다. 다음으로처분가능소득을이용한결과를살펴보기로한다. (f) 의 10% 분위값은 1990년 585.3만원에서 2015년 981.2만원까지증가하였다. (g) 의 90% 분위값도 1990년 2,027.2만원에서 2015년 4,351.3만원까지증가하였다. (h) 의 90% 분위값 /10% 분위값은 1990년 3.46배에서 2010년 4.77배로상승하였으나 2015년에는 4.43배에머물고있다. (i) 의지니계수는 1990년 0.269에서 2009년 0.308이었지만이후서서히하락하여 2015년 0.279까지낮아졌다. (j) 의타일지수도 1990년 0.137에서 2011년 0.171까지상승했으나 2015년 0.158을유지하고있다. 연간소득분배지표의결과를요약하면두가지특징을찾을수있다. 첫째, 시장소득과처분가능소득중어느것을이용하더라도 1990년대초중반의소득분배지표에비해 1990년후반이후의소득분배지표는높았다. 둘째, 시장소득과처분가능소득를이용한결과의차이는매우컸다. 시장소득을이용한경우 2015년 10% 분위값은 474.6만원으로 1990년의 543.3만원보다도적었으나처분가능소득을이용한경우 2015년 10% 분위값은 981.2만원으로 1990년의 585.3만원보다훨씬더많았다. 이에따라 90% 분위값 /10% 분위값의추이도매우달랐다. 시장소득을이용한경우이배율은 2015년 9.4배였으나처분가능소득을이용한경우 4.43배에그쳤다. 지니계수도마찬가지였다. 시장소득을이용한경우 1990년 0.277에서 2015년 0.329로크게상승하였지만처분가능소득을이용한경우 1990년 0.269에서 2015년 0.279로조금상승하였을뿐이다. 타일지수도시장소득을이용한경우 1990년 0.150에서 2015년 0.253으로크게상승하였지만처분가능소득을이용한경우 1990년 0.137에서 2015년 0.158로조금상승하였을뿐이다.

12 92 經濟學硏究제 66 집제 1 호 Year (a) 10% (b) 90% quantile quantile <Table 2> Annual indices of income distribution Before tax income Disposable income (c) b/a (d) (e) (f) 10% (g) 90% (h) Gini Theil quantile quantile g/f (i) (j) Gini Theil , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , , 시장소득을이용한결과와처분가능소득을이용한결과의차이는대체로 2010년이후두드러진다. 시장소득과처분가능소득의차이는공적이전소득과공적비소비지출의차이이므로이를정부에의한소득재분배라고보아도좋다. 따라서 2010년이후시장소득을이용한소득분배지표가상승하였음에도불구하고처분가능소득을이용한소득분배지표는오히려하락또는안정되었다는사실은 2010년이후소득재

13 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 93 분배정책이실효성을지닌것임을의미한다. 2. 소득원천에따른지니계수의분해 정부정책의효과를살펴보기위해연간타일지수를소득원천에의해분해한결과를제시하기로한다. 앞에서 2010년이후우리나라의소득분배지표가하락또는안정되어있다고지적한바있는데, 소득원천에의한분해결과는이문제를이해하는데도움이된다. <Table 3> 은처분가능소득을이용하여연간타일지수를소득원천별로분해한결과이다. 소득원천은근로소득, 사업소득, 재산소득, 사적이전소득, 공공이전소득으로구분하였다. <Table 3> 에는각소득원천의절대적기여도와상대적기여도가제시되어있다. 우선 <Table 3> 의절대적기여도를살펴보자. 근로소득의절대적기여도는 1990 년 0.076에서 2015년 0.154로꾸준히증가하였지만사업소득의절대적기여도는 1990년 0.064에서 2015년 0.036으로꾸준히감소하였다. 재산소득의절대적기여도는매우작을뿐만아니라감소하였던것으로보인다. 사적이전소득의절대적기여도는 (-) 의값을가지는경우가많았고, 변동이큰편이었다. 끝으로공공이전소득의절대적기여도도 (-) 의값을가지는경우가많았는데, 2000년 0.006에서 2015년 0.026으로절대값이꾸준히증가하였던것으로보인다. 한편상대적기여도의추이는다음과같다. 근로소득의상대적기여도는 1990년 0.554에서 2015년 0.972까지높아졌고, 사업소득의상대적기여도는 1990년 0.467에서 2015년 0.226까지대폭감소하였다. 재산소득의상대적기여도는 1990 년 0.018에서 2015년 0.007까지떨어졌다. 사적이전소득의상대적기여도는 1990 년 0.021, 2002년 0.073, 2015년 0.031로변동이큰편이었다. 끝으로공공이전소득의상대적기여도는 2000년 0.048에서꾸준히절대값이증가하여 2015년에는 0.164에이르게되었다. 근로소득과공공이전소득의중요성이커지고있으며사업소득과재산소득의중요성이작아지고있음을알수있다. 각소득원천의상대적기여도를비교해보면근로소득이압도적으로크고다음으로사업소득과공공이전소득이차지하며재산소득은미미한편이다.

14 94 經濟學硏究제 66 집제 1 호 <Table 3> Decomposition of Theil index by source(disposable income) Absolute contribution Relative contribution Year Theil labor business wealth private public private public labor business wealth transfer transfer transfer transfer 년이후우리나라의소득분배지표가안정되어왔던것은공공이전소득의역할이적지않았기때문이다. 2015년에는 16.4% 나타일지수를낮출정도였다. 앞에서시장소득과처분가능소득을이용한차이를비교하면서언급한바있는데여기에서의분해결과는그것과부합한다. 즉공공이전소득을이용한정부의소득재분배정책이실효성을지님을의미한다.

15 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 95 Ⅵ. 코호트소득분배지표추정결과 연령효과와코호트효과를분석하기위하여코호트의연령프로파일을추정한다. <Figure 2> 와 <Figure 3> 는각각시장소득과처분가능소득을이용한결과를보여준다. 서론에서언급한바있지만연령효과 2가지와코호트효과 2가지의개념을정리하면서시작한다. 연령효과부터설명하기로한다. 연령효과는출생연도는같지만연령이다른집단을비교하여파악한다. 연령-소득수준효과 는특정코호트의전반적인소득수준이연령에따라달라지는것을말한다. 예를들어 1975년생소득의연령프로파일이연령에따라상승하거나또는하락한다면연령-소득수준효과가있다고본다. 연령- 소득분배효과 는특정코호트내의소득분배지표가연령에따라달라지는것을말한다. 예를들어 1975년생소득분배지표의연령프로파일이연령에따라상승하거나또는하락한다면연령-소득분배효과가있다고본다. 한편코호트효과는출생연도는다르지만연령이같은집단을비교하여파악한다. 코호트-소득수준효과 는두코호트가동일연령일때두코호트의전반적인소득수준이다른것을말한다. 예를들어 40세일때 1965년생의 (2005년에해당되는 ) 전반적인소득수준과 1975년생의 (2015년에해당되는 ) 전반적인소득수준이다르면코호트-소득수준효과가있다고본다. 코호트-소득분배효과 는두코호트가동일연령일때두코호트내의소득분배지표가다른것을말한다. 예를들어 40세일때 1965년생들내의 (2005년에해당되는 ) 소득분배와 1975년생들내의 (2015년에해당되는 ) 소득분배가다르면코호트-소득분배효과가있다고본다. 1. 코호트분석결과 <Figure 2> 은시장소득을이용하여구한코호트의연령프로파일이다. (a), (c), (e) 는분위값의연령프로파일이고 (b), (d), (f) 는소득분배지표의연령프로파일 이다.

16 96 經濟學硏究제 66 집제 1 호 <Figure 2> Age profiles of income distribution index(before tax income) Notes: 1) the same as Notes 1) in <Figure 1>. 2) the same as Notes 2) in <Figure 1>. 먼저 (a), (c), (e) 분위값의연령프로파일을보기로하자. (a) 는중앙값을보여주는데, 가장우측에그려진 1935년생의연령프로파일은 60 세까지상승하지만이후급격하게하락한다. 다음으로 1945년생의경우 50대초반에정점에도달한이후 50대후반부터하락한다. 1955년생의경우연령이높아짐에따라소득이꾸준히증가하는것으로보이지만 50대후반부터소득이정체또는감소하는것으로보인다. 1965년생, 1975년생, 1985년생의연령프로파일은연령이높아짐에따라계속해서상승함을알수있는데아직정점에도달하지못한것으로보인다. 자료의기간이짧다는한계가있긴하지만, 일반적으로소득은 50대초중반에정점에도달하는것으로판단된다.

17 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 97 (a) 의결과에서흥미로운것은출생년도가늦을수록연령프로파일이높다는점이다. 물론 1935년생과 1945년생의경우연령프로파일은부분적으로비슷한것으로보인다. 또한 1975년생과 1985년생의경우에는연령프로파일이비슷하다. 하지만 1945년생과비교할때 1955년생의연령프로파일은뚜렷하게더높다. 마찬가지로 1955년생보다 1965년생, 그리고 1965년생보다 1975년생의연령프로파일도뚜렷하게더높다. 이결과는다음과같이정리할수있다. 1935~1945년생과 1975~ 1985년생의경우에는동일연령일때소득의차이가크지않았지만 1945~1975년생의경우동일연령일때출생년도가늦을수록소득이많았다. 한편 (c) 90% 분위값과 (e) 10% 분위값의연령프로파일도비슷한특징을지니는데, 요약하면다음과같다. 첫째 90% 분위값과 10% 분위값모두 50대초중반에정점에도달하는것으로보인다. 둘째 1935~1945년생과 1975~1985년생이동일연령일때소득의차이가있었다고보기는어렵지만 1945~1975년생이동일연령일때출생년도가늦을수록소득이더많았다. 다만 10% 분위값의경우 1945~1975년생의소득이출생연도가늦을수록많았는지는명확하지않다. 다음으로 (b), (d), (f) 소득분배지표의연령프로파일을보기로하자. (b) 는 90% 분위값 /10% 분위값배율의연령프로파일이다. 가장주목할만한특징은동일연령일때각코호트의연령프로파일이비슷하다는점이다. 예를들어이배율은 1965년생이 30세일때 3.45배이고 1975년생이 30세일때 3.81배이다. 또한 1955년생이 50세일때 5.38배이고 1965년생이 50세일때 4.46배, 1935년생이 60세일때 6.82배이고 1945년생이 60세일때 6.91배이다. 물론 60대이상일때이배율의값은엄청나게커서그림에다나타나지않을정도이다 ( 세로축의최대값을 15로정한이유는 60세이전의연령프로파일을명확히보이려했기때문이다 ). 다만 1985년생의연령프로파일이다른코호트의것보다조금더높다. (d) 는지니계수의연령프로파일이다. 이결과에서도동일연령일때각코호트의연령프로파일은비슷하다. 예를들어지니계수는 1965년생이 30세일때 이고 1975년생이 30세일때 0.289로비슷하다. 또한 1955년생이 50세일때 이고 1965년생이 50세일때 0.304이며, 1935년생이 60세일때 0.331이고 1945년생이 60세일때 0.337이다. (f) 는타일지수의연령프로파일을보여준다. 이결과에서도동일연령일때각코호트의연령프로파일은비슷하다. 예를들어타일지수는 1965년생이 30세일때

18 98 經濟學硏究제 66 집제 1 호 0.080이고 1975년생이 30세일때 0.076로비슷하다. 또한 1955년생이 50세일때 0.160이고 1965년생이 50세일때 0.160이며, 1935년생이 60세일때 0.284이고 1945년생이 60세일때 0.276이다. 연령효과와관련하여이결과는매우중요하다. 우리나라에서이용할수있는자료의시계열이길지않기때문에생애전체의소득분배지표를구하는것은어렵다. 하지만동일연령일때각코호트의연령프로파일이비슷하다면이로부터생애전체의소득분배지표를구할수있다. 물론이렇게구한 ( 연령에따른 ) 생애전체의소득분배지표곡선은 (b), (d), (f) 에제시된것과비슷할것이다. 그특징은연령이많을수록소득분배지표가상승하는데, 20~30대에큰변화가없지만 40대이후서서히상승하고 60대이후에는급격하게상승한다는점이다. 이제 <Figure 2> 에서 (a), (c), (e) 의분위값연령프로파일과 (b), (d), (f) 의소득분배지표연령프로파일의결과를요약하면다음과같다. 첫째연령효과가관찰되는데, 분위값연령프로파일의경우 50세전후를정점으로하며소득분배지표연령프로파일의경우연령이높아짐에따라꾸준히상승한다. 둘째코호트효과는조금복잡하다. 분위값연령프로파일의경우코호트효과가관찰되는것으로보인다. 즉 1945~1975년생의경우동일연령일때의소득은출생년도가늦을수록더많았다. 하지만소득분배지표연령프로파일의경우코호트효과는쉽게관찰되지않는다. 즉소득분배지표연령프로파일은코호트간에비슷했는데, 이로부터생애전체의연령효과를알수있다. 연령효과란연령이많을수록소득분배지표가상승한다는것이다. <Figure 3> 은처분가능소득을이용하여구한코호트의연령프로파일이다. 이그림역시 (a), (c), (e) 는분위값의연령프로파일이고 (b), (d), (f) 는소득분배지표의연령프로파일이다. 먼저 (a), (c), (e) 분위값의연령프로파일을보기로하자. (a) 는소득중앙값을보여주는데, 주요특징은시장소득을이용한 <Figure 2> (a) 와거의같다. 연령프로파일은가장우측에그려진 1935년생의경우 60세까지상승하지만이후급격하게하락하며, 1945년생의경우 50대초반에정점에도달한이후 50대후반부터하락한다. 1955년생, 1965년생, 1975년생, 1985년생의연령프로파일은연령이높아짐에따라상승한다. 일반적으로코호트의경우 50대초중반에소득이정점에도달하는것으로판단된다.

19 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 99 <Figure 3> Age profiles of income distribution index(disposable income) Notes: 1) the same as Notes 1) in <Figure 1>. 2) the same as Notes 2) in <Figure 1>. 출생년도가늦을수록연령프로파일이높다는점도중요하다. 즉 1945년생보다 1955년생, 1955년생보다 1965년생, 그리고 1965년생보다 1975년생의연령프로파일이더높다. 예외가있다면 1935년생과 1945년생의경우그리고 1975년생과 1985년생의경우이다. 결과를정리하면다음과같다. 1935~1945년생과 1975~1985 년생이동일연령일때소득의차이는명확하지않지만 1945~1975년생이동일연령일때소득은출생년도가늦을수록더많았다. (c) 90% 분위값과 (e) 10% 분위값의연령프로파일을보면 (a) 중앙값연령프로파일과비슷한특징을지닌다. 첫째 90% 분위값과 10% 분위값모두 50대초중반에정점에도달하는것으로보인다. 둘째 1935~1945년생과 1975~1985년생이동일연령일때소득의차이는명확해보이지않지만 1945~1975년생이동일연령일때소득은출생년도가늦을수록더많다.

20 100 經濟學硏究제 66 집제 1 호 다음으로 (b), (d), (f) 분위값의연령프로파일을보기로하자. (b) 90% 분위값 /10% 분위값배율은 1965년생이 30세일때 3.27배이고 1975년생이 30세일때 3.44배이며, 1945년생이 50세일때 3.57배이고 1955년생이 50세일때 3.83배이고, 1935년생이 60세일때 5.22배이고 1945년생이 60세일때 5.20배이다. 이를종합하면생애전체의 90% 분위값 /10% 분위값은다음과같은특징을지닌다. 즉 50세이전까지이배율은서서히증가하지만 50세이후증가속도는빨라지고 60대이후에는뚜렷하게커진다. (d) 는지니계수의연령프로파일이며, 가장주목할만한것은동일연령일때각코호트의연령프로파일이비슷하다는점이다. 예를들어지니계수는 1965년생이 30세일때 0.290이고 1975년생이 30세일때 0.289로큰차이가없다. 또한 1955년생이 50세일때 0.296이고 1965년생이 50세일때 0.296이며, 1935년생이 60세일때 0.313이고 1945년생이 60세일때 0.330이다. 따라서여러코호트의연령프로파일로부터생애전체의지니계수곡선을구할수있는데, 그특징은다음과같다. 연령이많을수록지니계수는상승하는데, 20~30대에큰변화가없지만 40대이후서서히상승하고 60대이후에는뚜렷하게상승한다. (f) 타일지수의연령프로파일도동일연령일때각코호트의연령프로파일이비슷하다. 예를들어 1965년생이 30세일때 0.077이고 1975년생이 30세일때 로큰차이가없다. 또한 1955년생이 50세일때 0.101이고 1965년생이 50세일때 0.110이며, 1935년생이 60세일때 0.225이고 1945년생이 60세일때 0.222이다. 따라서생애전체의타일지수곡선을구할수있는데, 그특징역시다음과같다. 연령이많을수록타일지수는상승하는데, 20~30대에큰변화가없지만 40대이후서서히상승하고 60대이후에는뚜렷하게상승한다. 처분가능소득을이용한 <Figure 3> 의결과를요약하면시장가능소득을이용한 <Figure 2> 와거의같은특징을지닌다. 첫째, 연령효과는다음과같다. 소득수준은 50세전후를정점으로하며소득분배지표는연령이높아짐에따라상승한다. 둘째, 코호트효과는조금복잡하다. 1945~1975년생의경우동일연령일때의소득수준은출생년도가늦을수록더높았다. 하지만소득분배지표의코호트효과는관찰되었다고보기어렵다. 이제코호트분석의주요결과를정리하면다음과같다. 첫째, 시장소득을이용한결과와처분가능소득을이용한결과가매우다른데, 그

21 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 101 차이는연령이높을때특히두드러진다. 90% 분위값 /10% 분위값배율의차이는 <Figure 2> 의 (b) 와 <Figure 3> 의 (b) 를비교하면된다. 60세일때시장소득에의한배율은 6.82배 (1935년생) 또는 6.91배 (1955년생) 이었지만처분가능소득에의한배율은 5.22배 (1935년생) 또는 5.20배 (1955년생) 이다. 가장극적인것은 60세이상일때이다. <Figure 2> 의 (b) 에서확인할수있듯이, 시장소득에의한배율은엄청나게커져서 70세를넘을경우 200배를상회한다. 하지만 <Figure 3> 의 (b) 처분가능소득에의한배율은 63세일때 7.28배 (1935년생), 79세일때 6.60배 (1935년생) 로대략 7배근방에서변동하는것으로보인다. 한편지니계수의경우 <Figure 2> 의 (d) 와 <Figure 3> 의 (d) 를비교하면된다. 60세일때시장소득에의한지니계수는 0.331(1935년생 ) 또는 0.337(1945년생 ) 이었지만처분가능소득에의한지니계수는 0.313(1935년생 ) 또는 0.330(1945년생 ) 이다. 또한 79세일때시장소득에의한지니계수는 0.590(1935년생 ) 이나되었지만처분가능소득에의한지니계수는 0.443(1935년생 ) 이다. 또한타일지수의경우 <Figure 2> 의 (f) 와 <Figure 3> 의 (f) 를비교하면된다. 60세일때시장소득에의한타일지수는 0.284(1935년생 ) 또는 0.276(1945년생 ) 이었지만처분가능소득에의한타일지수는 0.225(1935년생 ) 또는 0.222(1945년생 ) 이다. 또한 79세일때시장소득에의한타일지수는 0.589(1935년생 ) 나되었지만처분가능소득에의한타일지수는 (1935년생) 이다. 시장소득에의한결과와처분가능소득에의한결과가보이는차이는소득재분배정책이실효성을지니고있음을보여준다. 물론그효과는전연령에걸쳐나타나고있지만두드러진효과를보이는것은 60세이상의고령일때이다. 둘째, 연령효과가뚜렷하게드러나고있다. 연령-소득수준효과는 <Figure 2> 의 (a), (c), (e) 와 <Figure 3> 의 (a), (c), (e) 에서확인할수있다. 모든코호트의경우 50세초반까지소득은증가하고 50세초반이후감소하였던것으로보인다. 또한연령-소득분배효과는 90% 분위값 /10% 분위값배율의경우 <Figure 2> 의 (b) 와 <Figure 3> 의 (b), 지니계수의경우 <Figure 2> 의 (d) 와 <Figure 3> 의 (d), 타일지수의경우 <Figure 2> 의 (f) 와 <Figure 3> 의 (f) 에서확인할수있다. 모든코호트의경우연령이많을수록소득분배지표는상승한다. 셋째, 코호트효과중코호트-소득수준효과가관찰되었다. 즉 <Figure 2> 의 (a), (c), (e) 와 <Figure 3> 의 (a), (c), (e) 를보면 1945~1975년생이동일연령일때

22 102 經濟學硏究제 66 집제 1 호 소득수준은 ( 중앙값및분위값을기준으로할때 ) 출생년도가늦을수록더높았던것으로보인다. 하지만코호트-소득분배효과는뚜렷하게관찰되지않았다. 90% 분위값 /10% 분위값배율의경우 <Figure 2> 의 (b) 와 <Figure 3> 의 (b), 지니계수의경우 <Figure 2> 의 (d) 와 <Figure 3> 의 (d), 타일지수의경우 <Figure 2> 의 (f) 와 <Figure 3> 의 (f) 에서확인할수있다. 연령에따른소득분배지표의움직임은코호트에따라크게달랐던것으로보이지않는다. 이는출생연도가다르더라도동일연령일때소득분배에는큰차이가없었음을의미한다. 물론이덕분에 90% 분위값 /10% 분위값배율, 지니계수, 타일지수의생애전체프로파일을구할수있었고연령효과를보다분명하게확인할수있었다. 이중에서본연구는코호트-소득수준효과에주목한다. 시장소득과처분가능소득중어느것을이용하더라도, 그리고중앙값, 90% 분위값, 10% 분위값중어느것을이용하더라도코호트-소득수준효과는있었던것으로보인다. 즉 1945년생보다 1955년생의연령프로파일이더높고, 1955년생보다 1965년생의연령프로파일이더높으며, 1965년생보다 1975년생의연령프로파일이더높다. 이결과는출생연도가최근일수록생애소득이더많았음을시사한다. 이에대해서는이하에서분위값검정을통하여다시한번더살펴보기로한다. 2. 분위값검정결과 여기에서는 코호트간생애소득의차이 로서의코호트-소득수준효과에대한검정을시도한다. 물론본연구가이용한자료의시계열이길지않기때문에생애소득의차이를직접검정할수는없었으며이에대한대안으로연령프로파일의차이를검정하기로한다. Mood검정을이용하였고귀무가설은 두코호트가같은연령일때분위값이같다 이다. 검정결과는 <Table 4> 에제시되어있다. <Table 4> 는크게시장소득을이용한결과와처분가능소득을이용한결과로구분되어있다. 한편 (a) 는 두코호트가같은연령일때소득의중앙값이같다, (b) 는 두코호트가같은연령일때소득의 90% 분위값이같다, (c) 는 두코호트가같은연령일때소득의 10% 분위값이같다 는귀무가설에대한검정결과이다. 귀무가설이기각된다면두코호트가같은연령일때분위값이같다고보기는어려우므로코호트- 소득수준효과가있었다고해석

23 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 103 <Table 4> Test results: Quantiles of different cohorts are the same age Before tax income Disposable income (a) median (b) 90% (c) 10% (a) median (b) 90% (c) 10% (1) 1933~37 vs 1943~ *** 10.1*** 18*** 34.3*** 10.1*** 32*** *** 15.3*** 5.0** 35.2*** 13.4*** 7.6*** *** 8.7*** *** 8.7*** *** 21.8*** 5.1** 30.1*** 21.8*** 3.4* *** 13.3*** 4.2** 24.6*** 9.2*** 3.4* ** 15.8*** ** 11.2*** ** 3.4* *** * ** (2) 1943~47 vs 1953~ *** 12.3*** 58.5*** 122.2*** 13.8*** 52.0*** *** 34.8*** 32.5*** 92.9*** 41.4*** 36.7*** *** 45.7*** 9.9*** 53.9*** 39.3*** 17.1*** *** 67.7*** 5.9** 122.6*** 58.4*** 18.8*** *** 55.0*** *** 44.8*** 7.5*** *** 69.4*** 3.0* 76*** 72.0*** *** 41.5*** 9.1*** 15.9*** 31.6*** 3.2* *** 23.8*** *** 13.4*** *** 17.1*** 4.5** 10.7*** 8.9*** * 8.2*** *** 18.8*** ** 3.1* ** 3.4* 8.8*** 2.8* *** 23.0*** 4.1** 16.1*** 15.4*** 3.9** *** *** 8.6*** *** 5.0** *** *** (3) 1953~57 vs 1963~ *** 43.8*** 80.9*** 214.9*** 41.5*** 87.5*** *** 65.3*** 65.3*** 275.1*** 65.3*** 56.0*** *** 86.4*** 27.2*** 179.3*** 76.7*** 25.8*** *** 172.7*** 17.6*** 152.9*** 142.5*** 12.9*** *** 154.6*** 12.9*** 180.4*** 140.1*** 26.5*** *** 154.4*** *** 160.1*** *** 129.1*** *** 129.1*** 6.0** *** 83.3*** 13.6*** 85.6*** 87.4*** *** 85.3*** 8.1*** 65.5*** 72.7*** 2.3

24 104 經濟學硏究제 66 집제 1 호 *** 56.2*** 36.9*** 33.7*** 54.5*** *** 59.9*** 25.6*** 48.3*** 58.0*** *** 34.3*** 40.6*** 79.1*** 39.0*** *** 54.6*** 26.4*** 40.7*** 54.8*** ** 28.4*** 5.0** 5.3** 6.0** ** 13.4*** 7.0** 8.3*** 8.9*** ** 3.1* 8.0** 5.0** 3.9** 0.8 (4) 1963~67 vs 1973~ *** 3.6* 14.9*** 10.2*** *** *** 20.2*** 13.0*** 53.5*** 17.7*** 11.0*** *** 13.5*** *** 11.8*** 5.4** *** 39.3*** 5.3** 35.2*** 20.7*** 6.3** *** 113.7*** 6.3** 91.1*** 101.6*** 5.3** *** 78.1*** 7.3** 100.4*** 75.0*** 8.2*** *** 162.3*** *** 137.2*** *** 114.7*** 20.9*** 90.2*** 109.0*** *** 89.8*** 19.9*** 78.5*** 92.3*** *** 62.2*** 21.2*** 51.5*** 56.1*** *** 68.8*** 23.0*** 59.8*** 75.4*** 3.3* *** 78.8*** 24.5*** 97.6*** 81.2*** *** 71.9*** 26.5*** 93.2*** 79.2*** *** 29.1*** 18.9*** 43.2*** 34.2*** ** 19.0*** 45.8*** 14.7*** 32.8*** 7.9*** ** 3.9* 9.0*** 10.3*** 3.9* 0.0 (5) 1973~77 vs 1983~ *** 71.1*** 5.8** 21.5*** 55.5*** 8.4*** *** 69.4*** 7.3** 39.9*** 62.5*** 7.3** *** 7.3** 5.4** 20.8*** 9.4*** *** 23.9*** *** 27.3*** *** 40.4*** 3.1* 20.6*** 32.5*** *** 24.4*** *** 21.3*** *** 20.2*** 5.0** 22.7*** 14.8*** ** *** ** 14.5*** ** 3.1* Notes: 1) Null hypothesis is that quantiles of 5 different cohorts are the same when their family heads are of an age. For example, first row of (1) 1933~1937 vs 1943~1947 shows the test results comparing 5 cohorts born in 1933~1937 and 5 cohorts born in 1943~ ) Null hypothesis: (a) the same median, (b) the same 90% quantile, (c) the same 10% quantile. ***, **, * show significance at 1%, 5%, 10%.

25 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 105 한다. 또한비교대상은각각 1933~1937년생과 1943~1947년생, 1943~1947년생과 1953~1957년생, 1953~1957년생과 1963~1967년생, 1963~1967년생과 1973~1977년생, 그리고 1973~1977년생과 1983~1987년생이다. 결과를정리하면다음과같다. 시장소득을이용하거나처분가능소득을이용하거나귀무가설은대체로기각된다. 즉두코호트가같은연령일때분위값이같다고보기는어렵다는뜻이다. 따라서출생연도가최근인코호트일수록중앙값, 90% 분위값, 10% 분위값이더크다고볼수있으므로 코호트간생애소득의차이 로서의코호트-소득수준효과가있었음을알수있다. 물론귀무가설을기각할수없는경우도있었다. 두가지경우인데, 하나는 1943~1947년생과 1953~1957년생을비교한검정그리고처분가능소득을이용한 10% 분위값검정에서나타나는데, 이중에더두드러진것은후자이다. 소득이 10% 분위값인가구란저소득층에속하므로이결과는세대가바뀌어도저소득층소득의변화가크지않았음을시사한다. 3. 코호트분석결과의요약 이절에서의분석결과를연령효과와코호트효과를중심으로요약하면다음과같다. 첫째, 연령-소득수준효과와연령-소득분배효과를모두확인하였다. 자료상의한계로인해모든연령의소득수준을보여주는코호트는없었지만비교적일관성있는연령- 소득수준효과를파악할수있었다. 이효과의특징은다음과같다. 50세이전까지는꾸준히증가하다가 50대초중반에정점에도달하였던것으로나타났다. 하지만 50대후반부터소득은꽤빠른속도로감소하였던것으로보인다. 다음으로생애전체의연령-소득분배효과, 즉연령이많을수록소득분배지표가상승한다는특징은중요하다. 즉 20~30대에는큰변화가없지만 40~50대에서서히높아지고 60 대이후에는뚜렷하게상승하였다. 이는다른코호트의연령프로파일이비슷하다는결과로부터알수있는것이며세대가바뀌어도일관성있는연령효과가존재하였음을의미하는것이다. 따라서어떤시기에어떤코호트를선택하더라도그들내의소득분배는시기또는출생연도보다는연령에의존한다고이해할수있다. 즉동일한코호트에속한가구들간의소득분배는주로가구주연령에의존한다.

26 106 經濟學硏究제 66 집제 1 호 둘째, 코호트-소득수준효과가있었음을확인하였다. 이효과는출생연도가다른코호트들이동일연령일때소득의전반적인수준이코호트에따라달랐음을의미하는것으로예를들면 2005년 40세가된 1965년생의전반적인소득수준보다 2015 년 40세가된 1975년생의전반적인소득수준이더높았다는뜻이다. 그런데 1965 년생과 1975년생의결과를구할수있는연령대대부분에서이와같은결과를얻는다면우리는 1965년생의생애소득보다 1975년생의생애소득보다더많았다고생각할수밖에없다. <Table 4> 의 Mood 검정결과는이를지지하는것으로판단된다. 따라서코호트-소득수준효과는 1945~1975년생의경우이전세대보다는후속세대의생애소득이더많았음을의미한다. 이외에도몇가지결과를얻었다. 우선시장소득에의한결과와처분가능소득에의한결과의차이로부터소득재분배정책의실효성을확인할수있다. 그효과는전연령에걸쳐나타나고있지만두드러진효과를보이는것은 60세이상의고령일때이다. 또한소득의 10% 분위값은코호트가다르다고하더라도유의하게달랐다고보기어려운경우가많았다. 소득이 10% 분위값인가구가저소득층에속한다는점을고려한다면진지하게받아들여야할결과이다. 결국우리나라의소득분배추이에는매우많은측면들이작용하여왔음을알수있다. 즉연령효과뿐만아니라코호트효과도작용했다. 여기에더하여최근출생한코호트내의변화, 실효성있는정부정책, 저소득층의소득정체가능성과이에대한경기변동효과등도작용하였을것이다. 이하에서는타일지수의분해를수행함으로써기존의연구결과와본연구의코호트분석결과가어떻게종합적으로고찰될수있는가에대하여논의하기로한다. Ⅴ. 가구주연령에의한타일지수분해 연령효과와코호트효과를정리하면모두 4가지효과가있다. 우선연령효과란코호트는같고연령이다른집단간차이이다. 여기에는각집단소득분배의차이에따른 연령-소득분배효과 와집단간소득수준의차이에따른 연령- 소득수준효과 가있다. 한편코호트효과란코호트는다르고연령이같은집단간차이이다. 여기에도각집단소득분배의차이에따른 코호트-소득분배효과 와집단간소득수준의차이에따른 코호트-소득수준효과 가있다.

27 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 107 앞절의코호트분석결과에따르면, 연령-소득분배효과와연령-소득수준효과는모두있었던것으로보인다. 또한코호트- 소득수준효과도있었던것으로보이며이것이생애소득의차이에따른코호트효과로해석될수있다. 하지만코호트- 소득분배효과는약했던것으로보인다. 여기에서는각연도별표본전체를대상으로구한연간타일지수를가구주연령에의해분해한결과를제시한다. 타일지수는집단간성분과집단내성분으로분해할수있고중첩항이남지않는다. 여기에서집단이란특정연도에가구주가동일한연령을갖는연령집단을말한다. 따라서각각은연령집단간성분과연령집단내성분에해당된다. 그렇다면연령-소득분배효과와코호트-소득분배효과는집단내성분으로나타나게될것이다. 한편연령-소득수준효과와코호트-소득수준효과는집단간성분으로나타나게될것이다. 즉집단내성분에도연령효과와코호트효과가혼합되어있으며집단간성분에도연령효과와코호트효과가혼합되어있음을알수있다. 다만앞에서코호트-소득분배효과가매우약하였다는결과를얻은바있으므로집단내성분은주로연령-소득분배효과를반영한다. <Table 5> 에서시장소득을이용한경우집단내성분은 1990년 0.135에서꾸준히증가하여 2011년 0.190에이른다. 하지만이후서서히하락하여 2015년에는 0.174이다. 한편집단간성분은 1990년 0.015에서서서히증가하다가 2000년대들어급속히증가하여 2015년에는 0.079에이른다. 따라서집단내성분의비중은 1990년 89.7% 에서 2015년 68.7% 로감소하였고집단간성분의비중은 1990년 10.2% 에서 2015년 31.2% 로크게증가하였다. 처분가능소득을이용한결과도비슷하다. 집단내성분은 1990년 0.122이었고이후하락하였지만 2002년이후꾸준히증가하여 2011년 0.145까지높아졌다. 하지만이후안정되어 2015년 0.123에이른다. 한편집단간성분은 1990년 근방에서낮은수준을유지하다가 1999년에는 0.07까지떨어졌지만이후꾸준히증가하여 2015년에는 0.036에이른다. 각성분의비중을보면집단내성분의비중은 1990년 89.5% 에서 2015년 77.5% 로감소하였고집단간성분의비중은 1990년 10.4% 에서 2015년 22.4% 로크게증가하였다.

28 108 經濟學硏究제 66 집제 1 호 <Table 5> Decomposition of Theil index by age of family head year Before tax income Disposable income Theil within group between group Theil within group between group (0.897) (0.102) (0.895) (0.104) (0.895) (0.104) (0.896) (0.103) (0.901) (0.098) (0.900) (0.099) (0.888) (0.111) (0.891) (0.108) (0.873) (0.126) (0.873) (0.126) (0.898) (0.101) (0.902) (0.097) (0.913) (0.086) (0.910) (0.089) (0.908) (0.091) (0.911) (0.088) (0.925) (0.074) (0.928) (0.071) (0.944) (0.055) (0.953) (0.046) (0.884) (0.115) (0.903) (0.096) (0.880) (0.119) (0.907) (0.092) (0.883) (0.116) (0.914) (0.085) (0.871) (0.128) (0.907) (0.092) (0.876) (0.123) (0.910) (0.089) (0.860) (0.139) (0.901) (0.098) (0.851) (0.148) (0.894) (0.105) (0.833) (0.166) (0.880) (0.119) (0.810) (0.189) (0.861) (0.138) (0.779) (0.220) (0.830) (0.169) (0.795) (0.204) (0.846) (0.153) (0.794) (0.205) (0.847) (0.152) (0.761) (0.238) (0.819) (0.180) (0.730) (0.269) (0.798) (0.201) (0.705) (0.294) (0.779) (0.220) (0.687) (0.312) (0.775) (0.224) Notes: Families are grouped into whose head are age of 20s, 30s, 40s, 50s, 60s, 70s. The proportions of each component are in parenthesis. 집단내성분과집단간성분중에서는전자가훨씬더크다. 다만시장소득과처분가능소득중어느것을이용하더라도시간일지날수록집단간성분의비중은증가하고집단내성분의비중은감소한다는것이특징이다. 그러한특징이두드러진것은 2010년전후부터였다. 이시기에집단내성분은안정되거나오히려하락

29 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 109 하였다. 반면에이시기에집단간성분은뚜렷하게증가하였고타일지수의 1/3 또는 1/5에이를정도이다. 가구주연령에따른타일지수분해결과를연령효과와코호트효과와연결시키면다음과같다. 집단내성분의변동이크지않은것은연령-소득분배효과와코호트- 소득분배효과의합이안정적이었음을의미한다. 한편집단간성분이증가하기시작했다는것은연령-소득수준효과와코호트-소득수준효과의합이커졌음을의미한다. 물론그이유는앞의코호트분석결과에서찾을수있다. 우선연령 -소득분배효과는뚜렷했지만코호트- 소득분배효과는그렇지않았고, 이두효과의합을나타내는집단내성분도큰변동을겪지않았다. 반면에연령-소득수준효과와코호트-소득수준효과는뚜렷했기때문에이두효과의합을나타내는집단간성분은뚜렷하게증가했다. 결론적으로가구주연령에의한타일지수분해는연령또는코호트에따른 소득분배 보다연령또는코호트에따른 소득수준의차이 가더중요함을보여준다. 연령-소득수준효과, 즉연령에따른소득격차는고령층의빈곤문제로인해잘알려져있는편이다. 이에따라정부정책도이문제에집중되어왔던것으로보인다. 이는연령-소득수준효과에대한올바른분석에기초한것으로적절한정책효과를지닐것으로생각할수있다. 반면에코호트- 소득수준효과에대해서는잘알려져있지않다. 이문제는중요할뿐만아니라또다른가능성을시사하고있다. 연령-소득수준효과가있을때, 고령층의증가는저소득층의증가를초래할것이므로소득분배지표를상승시킬것이다. 반면에코호트-소득수준효과가있을때에는, 시간이지남에따라이전세대의고령층보다소득수준이높은후속세대가고령층으로등장하게된다. 그렇다면이변화는소득분배지표의상승을중화시킬수도있다. 하지만집단간성분의증가에비추어볼때현재까지우리나라에서이런결과가나타났다고보기는어렵다. 현재우리나라에서는고령층의빈곤이문제이다. 다만이전세대에비해소득수준이높은현재중장년층이미래에부유한고령층이된다면이는향후소득분배지표의안정에도움이될것이다. 우리는현재의소득분배에만관심을갖고있지만미래의소득분배는현재우리가무엇을하는가에의해크게달라질수있다. 소득분배문제와관련된새로운과제인데, 현재중장년층이미래에

30 110 經濟學硏究제 66 집제 1 호 빈곤한고령층이되지않도록지금부터노력해야한다. Ⅵ. 결론및시사점 본연구는 2015년까지의가구자료를이용하여우리나라소득분배지표에서나타난최근의변화를분석하였다. 이변화를설명하기위해코호트분석을수행하였고, 연령효과와코호트효과를이용하여고령화의영향을분석하였다. 주요결과를정리하면다음과같다. 첫째, 시장소득을이용한소득분배지표는상승하였지만처분가능소득을이용한소득분배지표는 2010년이후하향안정되고있다. 두결과의차이는정부의소득재분배정책이실효성을지님을의미하는것이며, 처분가능소득의소득원천에따른타일지수분해결과에서도확인되고있다. 즉 2010년이후타일지수는공공이전소득에의해 16.4% 나하락하였다. 2017년대통령선거후보 TV 토론에서한후보는 우리나라가세계에서빈부격차가가장큰나라가되었다 라고말하였지만이는사실과거리가먼발언이다. 둘째, 기존연구에서연령효과라고간주되었던것을본연구는 4가지로구분하였다. 크게연령효과와코호트효과로구분하였으며, 이를다시연령효과는연령- 소득수준효과와연령-소득분배효과그리고코호트효과는코호트-소득수준효과와코호트-소득분배효과로구분하였다. 코호트분석결과에의해얻은결과를정리하면다음과같다. 모든코호트에서공통적으로나타난연령효과에따르면, 연령이 50세초반일때소득이정점에도달하였고연령이많을수록소득분배지표가상승하였다. 또한코호트효과에따르면, 출생연도가최근인코호트일수록소득이더많았지만그렇다고해서소득분배지표가더높았다고볼수는없었다. 셋째, 표본전가구를대상으로한타일지수를가구주연령에의해분해하였다. 결과에따르면집단내성분의비중은꾸준히하락하였으며, 집단간성분의비중은꾸준히증가하여왔다. 집단간성분의증가는연령집단간의소득수준의차이가중요해지고있음을의미하는것이다. 이분해결과는코호트분석결과에의해설명될수있다. 우선연령-소득분배효과는뚜렷했지만코호트-소득분배효과는그렇지않았다. 따라서이두효과의합을나타내는집단내성분의비중이감소하였던것이다. 반면에연령-소득수준효과와코호트-소득수준효과는뚜렷했다. 따라서이

31 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 111 두효과의합을나타내는집단간성분은뚜렷하게증가했던것이다. 고령화가소득분배악화의요인이라고생각하는이유는주로연령효과에있다. 본연구는이에더하여코호트효과에주목하였고, 연령효과와코호트효과가어떻게작용하는가에따라고령화의영향이달라질수있음을보였다. 우리나라에서관찰된코호트효과는코호트-소득수준효과인데, 그핵심내용은 1945년이전에출생한세대에비해그이후출생한세대의소득수준이높다는점이다. Modigliani and Cao(2004) 의관점에따르면, 우리나라의코호트-소득수준효과는경제성장이소득분배에미치는영향을파악한다. 따라서우리나라소득분배추이의장기적특징, 즉 1990년대중반까지는소득분배지표가낮았고이후상승하였다는결과는 1990년후반이후나타난경제성장률의지속적하락과무관하지않다. 연령효과와코호트효과를함께고려하면정책에대한유의미한시사점을얻을수있다. 첫째, 최근노인층의빈곤문제에대한새로운시각을제공한다. 1935년생과 1945년생의소득수준은후속코호트의것보다는낮았던것으로보인다. 이는현재이코호트들의빈곤문제가연령효과와코호트-소득수준효과가함께작용하여나타난결과임을의미한다. 바꾸어말하면, 현재고령층의빈곤현상은그들코호트가고령층이되었을뿐만아니라역사적으로생애소득이낮은집단이었기때문에나타난문제이다. 따라서최근고령층의빈곤문제는연령효과와코호트효과가얽힌복합적인현상이며이세대에특수한문제일수있다. 둘째, 1945~1975년생코호트는이전세대에비해생애소득이많은집단이다. 따라서시간이지나이들이고령층이될때에는고령층의빈곤문제가완화될가능성이있다. 중요한것은이들이고령층이될때빈곤층으로전락하지않도록해야한다는점이다. 현재우리나라의소득분배관련정책은고령층에집중되어있는데, 이것이시급한문제이기는하지만 - 미래의고령층인 - 현재의중장년층을위한정책도논의되어야한다. 즉현재의중장년층이노후생활을영위하기위해필요한생애소득을유지하고이를훼손하지않도록하는정책이필요하다. 셋째, 현재젊은세대와관련된시사점도중요하다. 1985년생의경우 20~30세의짧은연령대에대해얻은결과이므로조금더많은자료의축적이필요하다. 하지만최근젊은세대의생애소득은직전세대의생애소득과큰차이가없을수있다. 이결과는최근젊은세대가느끼는불안감을잘설명해준다. 이세대들은

32 112 經濟學硏究제 66 집제 1 호 1945~1975년생세대들이경험했던계층상승을느끼기어려울것이기때문이다. 즉 1945~1975년생들이 - 이전세대들보다생애소득이많았기때문에 - 이전세대와비교하면서자신들의계층상승을경험했던것과다를수있다. 끝으로본연구의한계는다음과같다. 소득분배에서나타난코호트효과를분석하기에적합한방법은개인의생애소득을이용하는것이다. 하지만이러한자료를구할수없었기때문에본연구는가구자료를이용하여코호트분석을수행하였다. 물론가구당부양가족수등의특성은코호트간에큰차이가없었던것으로보이지만다른특성의차이까지통제하기는어렵다. 향후생애소득을이용한연구가이루어질수있도록통계가축적되기를기대해본다. 참고문헌 1. 성명재 박기백, 인구구조변화가소득분배에미치는영향, 경제학연구, 제57권제4호, (Translated in English) Sung, Myung Jae and Ki-baeg Park, Effects of Demographic Changes on Income Inequality in Korea, Korean Journal of Economic Studies, Vol. 57, No. 4, 2009, pp 원종학 성명재, 소득분배격차확대의원인과정책대응방향, 한국조세연구원, (Translated in English) Weon, Jonghak and Myung Jae Sung, Increasing Income Inequality in Korea and Policy Suggestions, Korean Institute of Public Finance, 조윤제외, 한국의소득분배 : 추세, 원인, 대책, 한울, (Translated in English) Cho, Yoon-Je et al., Income Distribution of Korea: Trend, Causes and Policy Recommendations, Hanul Books, Almås, I., T. Havnes, and M. Mogstad, Baby Booming Inequality? Demographic Change and Earnings in Norway, , Review of Economic Inequality, Vol. 9, 2011, pp Attanasio, O. P., Personal Saving in the United States, In International Comparisons of Household Saving, ed. J. M. Poterba, pp , Chicago: University of Chicago Press, Berloffa, G. and P. Villa, Differences in Equivalent Income Across Cohorts of Households: Evidence from Italy, Review of Income and Wealth, Vol. 56, 2010,

33 우리나라소득분배의연령효과와코호트효과에대한연구 113 pp Bönke, T., G. Corneo, and H. Lüthen, Lifetime Earnings Inequality in Germany, Journal of Labor Economics, Vol. 33, 2015, pp Cowell, F. A., Measurement of Inequality, in A. B. Atkinson and F. Bourguignon eds., Handbook of Income Distribution, Amsterdam, 2000, pp Deaton, A., Panel Data from Time Series of Cross Sections, Journal of Econometrics, Vol. 30, 1985, pp Modigliani, F., and S. L. Cao, The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis, Journal of Economic Literature, Vol. 42, 2004, pp Heathcote, J., and G. L. Violante, K. Storesletten, Two Views of Inequality over the Time Life Cycle, Journal of the European Economic Association, Vol. 3, 2005, pp Paglin, M., The Measurement and Trend of Inequality: A Basic Revision, American Economic Review, Vol. 65, 1975, pp

34 114 經濟學硏究제 66 집제 1 호 A Study on the Age Effects and the Cohort Effects of Income Distribution in Korea* Jong In Yoon** Abstract 1) We investigate the age effects and the cohort effects of income distribution in Korea during 1990~2015. Our main results are as follows. First, we obtain a secular rise of inequality based on the before-tax income but a moderate rise of that based on after-tax income. These results mean that the government policy has been effective. Second, age-income level effects, age-income distribution effects, and cohort-income level effects are likely to be significant but cohort-income distribution effect is not. Third, Theil index decompositions by age show that between-age group effects have grown faster than within-age group effects. Recently, between-age group effects contribute to the overall income distribution more than within-age group effects. We can obtain meaningful implications about explaining the past movement of income distribution and predicting inequality of younger generations and older ones in the future. Key Words: income distribution, demographic structure, aging, Gini coefficient, Theil index, cohort analysis JEL Classification: D31, D63 Received: Feb. 27, Revised: Sept. 14, Accepted: Feb. 26, * I would like to thank anonymous referees for their helpful comments but all the remaining errors are mine. This research was supported by Baekseok University in ** Associate Professor, Division of Business and Commerce, Baekseok University, Munam-ro 76, Dongnam-gu, Cheonan 31065, Korea, Phone: , jiyoon@bu.ac.kr