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2 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 한국노동연구원

3 편집위원 위원장 : 안주엽 ( 한국노동연구원 ) 위원 : 길현종 ( 한국노동연구원 ) 김기선 ( 한국노동연구원 ) 김우영 ( 공주대학교 ) 김찬중 ( 충북대학교 ) 문무기 ( 경북대학교 ) 박귀천 ( 이화여자대학교 ) 박은정 ( 인제대학교 ) 서정희 ( 군산대학교 ) 안태현 ( 서강대학교 ) 윤자영 ( 한국노동연구원 ) 이정희 ( 한국노동연구원 ) 진숙경 (( 재 ) 경기도교육연구원 ) 홍민기 ( 한국노동연구원 ) 본학술지에발표되는논문의내용은집필자의개인의견이며한국노동연구원의공식견해가아님을밝혀둔다. 기고에대한문의 세종특별자치시시청대로 370 세종국책연구단지경제정책동한국노동연구원정재우연구원전화 : (044) FAX : (044) 제출처 : jlp@kli.re.kr 노동정책연구 ( 제15권제4호 ) 편집 : 노동정책연구편집위원회 / 발행 : 한국노동연구원 / 발행인 : 방하남 / 편집인 : 안주엽 / 인쇄인 : 도서출판창보김정곤 / 발행일 : 2015 년 12월 30일 / 등록일 : 2001년 7월 2일 / 등록번호 : 세종바00011 / 주소 : 세종특별자치시시청대로 370 세종국책연구단지경제정책동 / 전화 : (044) Fax : (044) / 인터넷 :

4 목차 2015 년제 15 권제 4 호 연구논문 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 사명철 1 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 : 남녀임금격차를중심으로 임찬영 25 사회보험료지원정책의효과분석 : 고용보험을중심으로 이병희 61 대구 경북지역의사례연구를통한지역맞춤형일자리사업의개선방안 전인 오선희 김승호 김기근 83 고용서비스민간위탁기관간경쟁도와위탁규모가취업성과에 미치는영향 김혜원 111 외국인력의교육투자수익률분석 김혜진 135 이주노동이산업구조에미치는효과에관한실증분석 남성일 전재식 김진웅 161

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6 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 1 노동정책연구 1) 제15권제4 호 pp.1~24 한국노동연구원 연구논문 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 * 사명철 ** 본연구는우리나라노동시장내성별직종분리를 1993~2013년기간동안의지수변화추이를통해살펴보고, 변화원인을탐구하고자수행되었다. 세분화된직종코드와대량의관측치를제공하는고용노동부의 고용형태별임금실태조사 ( 임금구조 ) 자료를활용하여성별직종분리지수의도출및기간간분해를수행하였고, 다음과같은결과를얻을수있었다. 첫째, 성별직종분리는노동시장전체근로자대상분석에서는완화되는경향이나타났으나, 학력별로구분하여살펴본결과대졸미만과대졸이상집단의지수가분석기간동안등락을거듭하고있어 1993년과 2013년의지수에서큰차이를발견할수없었다. 둘째, 지수분해를성비중효과와직종규모효과로살펴본바, 직종규모효과는전분석기간동안분리지수를감소시키는방향으로작용하고있었으나, 성비중효과는그와반대로분리지수를증가시키는움직임을보였다. 핵심용어 : 성별직종분리, 던칸지수, 지수분해 논문접수일 : 2015 년 8 월 12 일, 심사의뢰일 : 2015 년 8 월 21 일, 심사완료일 : 2015 년 10 월 28 일 * 논문에유익한논평을해주신익명의심사자두분께감사를표한다. 아울러이논문은사명철 (2015) 의박사학위논문 직종내여성비율의변화와임금효과 의제 2 장제 1 절을수정 보완한것이다. ** 한국지방세연구원위촉연구원 (105baram@hanmail.net)

7 2 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 I. 머리말 : 문제제기 성별직종분리 (occupational segregation by gender) 는여성과남성이어떠한이유에의해분리되고집중되어있는현상이라고할수있다. Anker(1997) 에따르면, 성별직종분리의심화에대한대처가노동시장에서중요한이슈가되는까닭은성별직종분리가노동시장의경직성과경제적비효율성의주요한원인이되기때문이며, 여성의인적자원을낭비시키고노동유연성을악화시키기때문이다. 1) Anker(1997) 이외에도다수의연구들이 남성과여성이다른직업에서일하는경향으로서의성별에따른직종분리 가임금에있어서의성별임금격차의원인이될수있다는사실에대하여우려를표했다 ( 황수경, 2001; 조혜선, 2002; 김애실, 2004; Anker, 1997; Levanon et al., 2009; Blau et al., 2010; Blau et al., 2013). 실제 1990년대이후우리나라취업자수증가는여성이주도해왔지만, 이들태반의고용형태는임시 일용직이고, 주요집중직종은서비스 판매직종에한정되어질적인개선이크게이루어지지못했다 ( 금재호, 2000). 특히 IMF 이후생산직에서의여성감소를감안하면성별직종분리에대한연구는우리나라에서더욱중요하다. 평균적인의미에서생산직이서비스직이나판매직보다임금이높게나타나고, 고학력여성근로자의노동시장진출이꾸준히늘어나고있는상황이기때문에특정직종으로의여성집중은해당직종에몰린고학력여성근로자개인에게있어서도좋은현상이아니고, 노동시장전체에있어서도상당한비효율을유발할수있다. 2) 이에본연구에서는우리나라성별직종분리를 Duncan and Duncan(1955) 의지수를활용하여살펴본후 Fuchs(1975) 의기간간분해기법을통해성비중 1) 또한, 성별직종분리는남성이여성을보는시선과여성이여성자신을보는시선에도부정적인영향을끼치게된다. 이런부정적인영향이여성의소득 (income) 과고용상태 (status), 도덕성 (morality), 정신상태 (mobidity), 빈곤 (poverty) 등의사회적요소에도부정적인영향을주게될것이고, 나아가교육 (education) 이나취업이후의훈련 (training) 에도부정적인효과가있을것이다 (Anker, 1997). 2) 그렇기에성별직종분리를파악하기위한연구는지속적으로이루어져야한다.

8 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 3 효과와직종규모효과로분해하여우리나라성별직종분리의변화가어떻게이루어져왔는지살펴볼것이다. 구체적으로이후제Ⅱ장에서는성별직종분리에대한이론적흐름을살펴보고, 제Ⅲ장에서는 고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 의 1993~2013년도자료를기반으로성별직종분리지수를전체집단과학력집단으로구분하여도출, 그추이를살펴본후해당분석기간동안의변화를성비중효과와직종규모효과로분해하여지수의변화에어떤요인이영향을주고있는지를살펴볼것이다. 마지막으로제Ⅳ장에서는분석결과를요약한후그결과가우리나라노동시장에주는의미에대하여논하겠다. Ⅱ. 성별직종분리에대한이론적흐름 1. 이론적흐름 성별직종분리에대한이론적설명은크게신고전학파 (neo-classical) 의인적자본론 (human capital theories) 과조직및노동시장분단론 (institutional & labour market segmentation theories), 그리고비경제적인젠더이론 (noneconomical feminist or gender theories) 으로분류할수있다 (Anker, 1997). 3) 인적자본론의견해에따르면, 노동시장에진입하는근로자는자신이가지고있는능력 ( 교육수준, 경험등 ) 에자신의제약조건 ( 자녀, 가족부양등 ) 을고려한선호 (preferences) 가반영된최적의임금을주는직업을찾는다. 그리고고용주는수익을극대화하고비용은최소화하는전략을취하기때문에노동시장이경쟁적이고효율적이라는가정하에서자신이채용한근로자에게노동의대가로지불하는임금을한계생산물 (marginal product) 만큼책정할것이다. 이런전제하에크게세가지관점이존재한다. 첫째로노공공급측면에서바라본시선이존재한다. 신고전학파의인적자본론은노동시장내여성의낮은인적자본수준과가정내여성의역할을강조한다. 여성이자신이원하는직업을가지지못하 3) 통계적차별이론, 성이론, 수직적 수평적분리등은금재호 (2004), Anker(1997), 허은 (2013) 등에잘정리되어있다.

9 4 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 는이유가그직업이요구하는교육수준및경험을가지고있지못한것이라면, 이는그여성이속한가정에서충분한교육을제공하지못했기때문일수있다. 그리고반대로여성에게주어지지않은만큼의기회가남성에게돌아간다면결국이는노동시장에서의기회의차이즉, 직업획득에서의차이를발생시킨다는것이다. 또한, 가정에서의일과육아에있어서여성에게더큰책임을요구하기때문에조금돈을덜받고상대적으로안정적이지않더라도가정에서의책무를할수있는직업을고르게되는것이최적의선택이되는것이다. 4) 두번째로노동수요적인측면이있다. Becker(1971) 는고용주들이노동공급자의가시적인특성인인종 (race), 성 (gender), 연령 (age), 장애 (disability) 등에대한편견을가지고있음을말한다. 이들은이런가시적인특성에서상대적으로차별적위치에있는노동공급자를채용할경우그상대적특성으로인해추가적인비용이발생할지도모른다고여기기때문에그들에대한채용을꺼리게될수있다. 세번째로성별비교우위에바탕을둔인적자본론적접근을들수있다. Thaler and Rosen(1976) 는남성과여성이직업에대해서로다른선호체계를가지고있고, 그결과로써경제활동참가율, 직종및임금에서의격차가발생한다고주장한다. 반면에 Polachek(1976) 은특정한직업에여성들이몰려있는이유는생애주기로인해지속적인경력을추구할수없는여성근로자가생활방식최적화라는전략에의해서남성들과다른방식으로직업을선택하기때문이며, 이에따라직업분포에나타나는불평등현상은예상되는근속기간에따라개인들이합리적으로선택한결과임을밝혔다. 인적자본론적견해와다르게조직및노동시장분단론을기반으로한성별직종분리에대한설명은다음과같다. 노동시장분단론은신고적학파의시장에대한근로자와고용주의가정은인정하지만, 노동시장은하나가아니고여러개의노동시장이존재하면서각각의노동시장에서근로자와고용주가효율적인선택을하면서작동하고있다고가정한다. 이영역에서가장유명한이론은이중노동시장론 (dual labor market theory) 으로 Piore and Doeringer(1971) 가제 4) 다만, Anker(1997) 는여성의노동시장진출이급격히증가하고있는추세, 기혼연령의상승및여성가구주의증가에따른가사노동에서의양성평등화의진전, 직업의다양화등으로인해인적자본론에기반을둔노동공급측면만으로는성별직종분리를설명하는것에는한계가있음을지적한다.

10 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 5 시하였다. 이들은노동시장을높은임금, 고용안정성, 승진기회, 노동규칙의관리과정에있어서의평등보장이되는 1차노동시장 (primary market) 과낮은임금, 낮은성과급, 고용불안 ( 열악한노동조건과높은이직률등 ), 낮은승진기회, 자의적인노동규칙등으로대변되는 2차노동시장 (secondary market) 으로구분한다. 5) 이런노동시장분단론에성차별과성별직종분리를도입한것이구축가설 (crowding hypothesis) 이다. 6) Bergmann(1974) 의구축가설은기업이남성의일자리로간주되는자리에는여성을배제하는데, 이러한일반적인남성의일자리가고임금 고숙련일자리이다보니여성들은상대적으로저임금 저숙련일자리로몰리게된다는것이다. 남성은고임금 고숙련일자리에집중되고, 여성은저임금 저숙련일자리로몰리다보니성별임금격차가발생하고더욱확대된다는견해를보인다. 2. 선행연구 성별직종분리를지수화및분해하여파악한대표적인연구들은다음과같다. 7) 먼저, 류재술 허무열 (1995) 은 1982~1992년사이의 Duncan지수를통해직종에한정한 Duncan지수와직종에산업을추가하여도출한지수등두가지로성별직종분리를살펴보고있다. 먼저직종에한정한경우, 지수가 1982년 60.5에서 1992년 54.6으로감소하고있음을보였다. 이는성별직종분리가높은수준이지만지속적으로감소하는경향이있다고볼수있다. 직종에산업을추가한지수에서는 1982년은 61.5로이전지수와유사하지만 1990년은 60.5로거의감소하지않은것을보이고있다. 금재호 (2004) 는통계청의경제활동인구 5) 이외에도 Standing(1989) 은노동시장은정적 (static) 인영역과혁신적인 (progressive) 영역으로구분하며, ILO(1972) 는공식적인 (formal) 영역과비공식적인 (informal) 영역으로구분하기도한다 (Anker, 1997). 6) 일부연구에서는과밀가설이라고번역하기도한다. 7) 이연구들이외에도서병선 임찬영 (2002) 은선택모형과임금함수로이어지는 Hec-kman s 2-step 방식으로성별직종분리를임금격차와연계하여분석하고있다. 이연구는직종선택모형을성별로추정한결과에의해직업대분류에대한성별선택확률이달라지는결과를통해성별직종분리를파악하고있다. 허식 (2003) 은 Oaxaca(1973) 의임금분해방식의변형을통해직종에따른성별임금격차를분해함으로써직종에따라임금에서의차별이다르게나타남을보이고있다.

11 6 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 조사자료를기반으로 Duncan지수를도출하여, 1993년 37 정도에서 2000년 40 정도로지수가상승하고있음을확인했다. 금재호 윤자영 (2011) 의보고서에서는금재호 (2004) 와동일한자료이지만 Duncan지수를 2004~2008년의기간동안살펴보고있는데그값이약 43~45 정도로유지되고있다. 아울러직종분리지수를학력별로도출하고있는데, 전체와는다르게중졸이하에서는약 80, 고졸은약 99, 전문대졸이상은약 87 정도로나타나그편차가매우크게나타났다. 최근연구로는허은 (2013) 을들수있다. 이연구는성별직종분리를 Blackburn et al.(2001) 의수평적분리와수직적분리로분석하고있다. 8) 직종세분류자료를확보하기위해산업 직업별고용구조조사 ( 한국고용정보원 ) 원자료 2007~2009년까지의자료를활용, 가중지니계수방식으로직종분리지수를도출한후수평적분리와수직적분리를직업서열변수간상관관계를활용한 소머스의 d(somers s d) 로분리하여제시한다. 그결과전반적으로높은성별직종분리가우리나라노동시장에존재하면서동시에적지않은수직적분리역시존재하여, 낮은임금수준에여성근로자가집중되어있음을보였다. 다만, 2007년에서 2009년으로가면서수직적분리의정도가약해지고있음도확인시켜주었다. 해외선행연구의경우성별직종분리지수의도출과그분해에만집중한연구들이다수존재한다. 지수의도출과분해에대한초창기의대표적연구로 Blau and Hendricks(1979) 가있다. 이들은미국을대상으로 1950~1970년까지의노동시장에대한성별직종분리연구를 Duncan지수의도출과추이분석, 그리고 Fuchs(1975) 의분해방식을통해살펴보고있다. 1960년대이후미국에서남성직종으로의여성유입과여성직종으로의남성유입이일어나기시작하였고, 이로인해성별직종분리는상당히완화되어갔음을보여준다. 이를 성별을따지지않는 (sex-blind) 고용의성과로파악하며, 1970년대이후에는그현상이조금더진전되어성별직종분리가지속적으로완화되어갈것이라고예측하고있다. Blau, Brummund and Liu(2013) 는비슷하지만약간다른결과를내놓았다. 이연구역시도미국에서의성별직종분리지수의흐름과분해를유 8) 여기서수직적분리는성차별과결부되는분리를의미하고, 수평적분리는일반적의미에서의직종분리를의미한다.

12 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 7 사한분석방법을통해보여주고있다. 그결과역시미국노동시장내성별직종분리는지속적으로감소하고있음을재차확인시켜주었다. 다만, 분리지수의감소가이전에는 성별을따지지않는 (sex-blind) 고용의성과를그주요원인으로파악했던반면에, 2013년도연구에서는준비되어있는여성의노동시장진입으로보고있다. 분석기간동안미국내고졸여성에게서의성별직종분리지수는크게변화하지않았음에도대졸여성에게서는크게감소하였는데, 이를기존보다더뛰어나고준비되어있는이들이노동시장에진입함으로써노동시장내직종분리를포함한차별이완화된것으로파악한다. 주요선진국이아닌개도국에서도성별직종분리에대한연구는상당히중요하다. 노동시장내에서남성과여성사이에불평등을불러오는중요한요인으로서성에기반을둔직종분리 (Gender-based occupational segregation) 는지속적인연구의대상이기때문이다. Deutsch et al.(2002) 은코스타리카, 에콰도르, 우루과이의성별직종분리에대한연구를진행하였다. 이연구에서는지수의장기적흐름을파악하고자 1989년, 1993년, 1997년도의성별직종분리지수를도출하여비교하고있다. 9) 이들은성별직종분리를고학력과저학력으로나누어분석한뒤, 저학력근로자집단에서시간이흐를수록성별직종분리가심화되고있는현상이세나라모두에서나타남에우려를표한다. Watts(2003) 는 1986~2002년호주노동시장의성별직종분리의흐름을살펴보고있다. 직종대분류별로분리지수를도출한결과판매 서비스직 (Clerical, Sales & Service), 기술공 (Skilled Blue Collar) 에서호주의평균보다높은수준의성별직종분리가나타나고있음을밝히지만, 파트타임고용의증대에도불구하고 1986년부터 2002년까지도성별직종분리에큰변화가없음을보이며, 성별직종분리완화를위한입법행위의목적에대해탐구하고있다. Mora and Ruiz-Castillo(2003) 는 1977년과 1992년의 2개연도의성별직종분리를파악하고지수의분해를통해그기간간변화역시추가적으로살펴보고있다. 그결과해당기간동안스페인내고용구조의변화는대다수가농업직과블루칼라직군의감소에서나타난결과물로볼수있으며, 추가적으로노동시장참여 9) 흥미롭게도코스타리카, 에콰도르, 우루과이세나라의절대임금수준은낮지만남성임금대비여성임금수준은 75~94% 로우리나라의 60% 수준과비교하여매우높게나타났다.

13 8 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 자의교육수준에따라성별직종분리의수준이달라지고있다는것을밝혔다. Zveglich and Rodgers(2004) 의경우대만노동시장을대상으로성별직종분리를분석하고있다. 이들은 1978~2000년기간동안의성별직종분리를 Duncan 지수와 Gini지수의도출을통해살펴보고, 추가적으로 Duncan지수를반영한임금분해를시도하고있다. 대만의 Duncan지수는 44~51의수준으로나타나고있는데, 이는직업규모에대한가중치를적용할경우 60~69 수준으로상승하고있어서대만노동시장내성별직종분리수준이상당히높다는것을보여주었다. 추가적으로수행한성별임금격차분해에서는대만노동시장내에서발생하는성별임금격차의태반이직업간격차라기보다는직업내에서발생하고있다는결과를제시하였다. Ⅲ. 분석자료와전략 1. 분석자료 노동시장내성별직종분리를지수화하기위한자료에있어서세분화된직업코드의제공과방대한관측치에대한확보등은상당히중요하다. 관측치가적을경우해당분석자료가노동시장내직종규모및성비중의변화를표본변화로인해잘못되게반영할수있고, 직업코드가세분화되지않았을경우성별직종분리의실체를축소할수있기때문이다. 이에본연구에서는 3자리의직종코드와방대한관측치를제공하는고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 의 1993~2013년도자료를사용한다. 고용노동부가매년조사하는고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 는연간 40만~70만개수준의관측치를제공하며, 현재 1980년부터 2013년도자료까지나와있다. 하지만 1993년이전자료의경우 1974년직종코드 (2자리) 를제공하여이후의자료와비교하여코드의수가상당한차이를드러내는관계로 1993년이후의자료만을사용하였다. 구체적으로임금구조자료는 1968년 직종별임금실태조사 를그모태로하며, 이시기에는근로자 10인이상사업체를대상으로조사하였다. 이후 1999년엔 5인이상

14 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 9 < 표 1> 근로자수추이및성비현황 비가중치통계 전체남성여성남 - 여비율 가중치통계 ( 단위 : 천명, %) 전체남성여성남 - 여비율 ,887 4,804 4,887 4,922 5,218 5,302 5,249 4,729 5,470 5,735 6,151 6,451 6,585 6,750 6,930 7,241 7,377 7,699 8,067 8,570 8,684 3,453 3,314 3,453 3,511 3,710 3,815 3,803 3,456 3,829 3,970 4,275 4,457 4,541 4,644 4,734 4,941 4,993 5,172 5,381 5,668 5,709 1,434 1,490 1,434 1,412 1,508 1,486 1,447 1,273 1,641 1,765 1,876 1,993 2,044 2,106 2,196 2,300 2,384 2,526 2,686 2,902 2, 주 : 각연도별관측치는횡단면가중치를적용한것임. 자료 : 고용노동부, 고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 원자료. 사업체를대상으로조사를확대하여실시하다가 2006년현재의형태인고용형태별근로실태조사에포함되어전사업체를대상으로실시하고있다. 5인이상임금근로자를고용하고있는사업체중층화계통추출방법에의해추출된 32,000 개표본사업체및동사업체에종사하는상용근로자를대상으로인적속성 ( 성, 연령, 학력 ) 과사업체속성 ( 산업, 사업체규모, 직종 ) 별로조사하여제공하고있다. 특히산업및직종이소분류 (3-digit) 로구성되어직종분리지수를도출하기에용이하다. 조사제외업종및기관으로는정부기관, 국방, 가사서비스업, 국

15 10 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 제기구및외국기관, 그리고간이판매상등이다. < 표 1> 에는분석에사용하는고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 의연간관측치와성비를보여주고있다. 관측치의수는 1990년 477,873명에서 2013년 708,874명으로꾸준히증가하고있다. 다만, 이증가는 2008년부터로그이전까지는약 40만명수준의관측치를유지하고있다. 한편, 성비 (Female_Ratio) 를보면 1990년대부터 2013년까지전체근로자중여성근로자의비중이 24.9~35.0% 수준을보이고있다. 2000년대초반까지점증적으로감소세를보여주다가이후다시증가하여 2013년엔전체근로자중약 34.3% 가여성근로자인데, 이는 1990년대에비해오히려낮은수준이다. 10) 2. 분석전략 성별직종분리지수를도출하는대표적인방법론으로 Duncan and Duncan (1955, 이하 Duncan 지수 ) 의지수를꼽을수있다. Duncan 지수는다음과같이 도출한다. (1) 식 (1) 에서 는 t 년도의직종 j 의성별직종분리지수, 는 t 년도의남성근 로자수, 는 t 년도직종 j 의남성근로자수, 는 t 년도의여성근로자수, 는 t 년도직종 j 의여성근로자수를의미한다. 즉해당직종에남녀근로자 의비율이같으면 0 으로직종분리현상이전혀없는것이고, 그값이커질수록 직종분리현상이심화되는것으로파악할수있다. 분석기간에걸쳐도출한지수의추이만으로그변화의의미를도출하기는 상당히까다롭다. 이에선행연구에서소개하였듯다수의연구들은지수의분해 를시도하고추가적인의미를도출한다. 그들이사용하는대표적인지수분해 기법은 Fuchs(1975) 가제시한기법이다. 그는분리 (segregation) 내의모든변화 를성비중 (sex composition, 이하성비중효과 ) 과직종부분 (occupation mix 10) 경제활동인구조사의상용직분류에서는 1990 년여성근로자의비중이 26.6% 에서 2013 년 36.4% 로고용형태별근로실태보다약간높게나타나고있다.

16 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 11 components, 이하직종규모효과 ) 으로분해한다. 먼저, 성비중효과와직종규모효과를계산하기위해서는식 (1) 이식 (2) 로전환되어야한다. 여기서 이고,, 는직종 i에 t년도의여성 ( 남성 ) 의근로자수이다. (2), 즉 를각각의직종내의여성근로자의비율이라고할때남 성의비율은 이된다. 그럼 1 기에서 2 기로의기간변화 시직종분리정도의변화에대한성비중효과와직종규모효과는다음의식 (3) 과식 (4) 와같이정의할수있다. (3) (4) 구체적으로첫번째분해항인성비중효과는각직종의규모가일정하다는전제하에서해당직종의성비변화에따른지수의변화를의미한다. 두번째분해항인직종규모효과는각각의직종내성비가일정하다는가정하에서직종의규모가변화하였을때의지수의변화를의미한다. 실증분석에서는각연도별 Duncan지수를직종소분류코드를활용하여도출하여그추이를살펴볼것이고, 추가적으로학력별추이역시함께살펴볼것이다. 또한, 식 (3)~(4) 의방식으로 Duncan지수의기간간변화를분해하여지수의변화가성비의변화와직종규모의변화중어느것의영향을통해주로변화하였는지살펴볼것이다.

17 12 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 Ⅳ. 실증분석 1. Duncan 지수의추이 분석을위한자료의정제에서다음과같은특이사항이있었다. 먼저, 자료에서제공되고있는직종코드의경우 1992년, 2000년, 2007년의세차례에걸친개정이있었다. 이에직종코드는 2007년의직업분류개정표에맞추어정리하였다. 아울러분석자료역시 1998년까지는 10인이상사업체를대상으로, 이후는 5인이상사업체로조사되어있어서관측치의일관성을유지하기위해 10인이상사업체에한정하였다. 11) 이상의정리된관측치를대상으로도출한 Duncan지수가 < 표 2> 에나와있다. 각그룹별 Duncan지수를확인하면, 1997 년의전체를제외하고는 0.03~9.76가량지수가더작아졌다. 지수의추이를살펴보면, 전체지수의경우 2013년 46.40으로 1993년대비 5.91 낮아졌으나, 이를학력으로구분해보면대졸미만은 53.81, 대졸이상은 43.37로나타났고, 각각 0.90, 0.14가떨어진것으로확인된다. 전체값에비해학력그룹에서값의하락정도가낮은것은두집단간직종내성비가직종별로다르게나타나고있기때문을암시하는것이라할수있다. 구체적으로물리 수학 공학관련전문가집단에속한대졸미만여성근로자의전체대졸미만여성근로자내비중은 0.67% 수준인반면, 대졸이상여성근로자의전체대졸이상여성근로자내비중은 6.4% 수준으로두집단간약 10배가량의비중차이가나타났다. 전문가집단과다르게대인서비스직군 ( 경찰 소방및보안관련, 이 미용및예식, 의료보조, 여가서비스, 조리및음식등 ) 의경우여성비중이대졸미만에서는 13.4%, 대졸이상에서는 3.4% 수준으로나타났다. 이렇듯학력에서여성비중의차이가상당하여전체집단에서의지수와학력그룹간지수의변화에 11) 분석표본의일관성을위해 10 인이상사업체를대상으로하였지만, 10 인미만사업체종사자에서여성의비율이다른규모의사업체에비해좀더높은점은일부연구결과의한계가될수있다.

18 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 13 < 표 2> Duncan 지수의추이 전체대졸미만대졸이상 학력간차이 평균 연평균증가율 -1.19% -0.17% -0.03% -0.70% 자료 : 고용노동부, 고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 원자료. 서차이가드러난것으로파악할수있다. 도출된지수를기존연구와비교해보면, < 표 2> 에나타나있는전체집단에대한 Duncan지수는류재술 허무열 (1995) 과금재호 (2004) 의값사이에연결될수있다. 류재술 허무열 (1995) 은 1995년 Duncan지수값이 54.57이고, 금재호 (2004) 는 1995년 47.47, 2000년 46.17로본연구의결과보다약간작게나타난다. 미국노동시장의성별직종분리에대한분석을수행한 Blau et al.(2013) 의값과비교하면우리나라의직종분리수준이약간높게나타난다. 미국의경우 2009년기준 Duncan지수값이전체 51.04, 고졸 58.63, 대졸 54.44, 대졸이

19 14 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 상 40.35로나타나학력간의차이가큰편이다. 특히고졸의경우우리나라와거의유사하고, 대졸에서는오히려높게나타나는경향도보여준다. 호주의경우 (Watts, 2003) 1986~2002년간 30의수준에서크게벗어나지않으면서점증적으로감소하는경향을보여준다. 이연구는 Duncan지수가아닌 (Karmel & Machlachlan, 1988) 지수를활용하여성별직종분리지수를도출하고있는데, Gülen(2012) 에따르면, 와같다. 이를적용하면, 우리나라의경우 지수값이 2002년은 23.08, 2013년은 23.38로호주보다성별직종분리의수준이낮다. Gülen(2012) 은터키노동시장의성별직종분리를분석하였는데, 2010년기준 28~43 정도의값을보여주어우리나라보다낮은수준을나타냈다. [ 그림 1] 을보면, 전체그룹의 Duncan지수는꾸준한하락추세를보이고있으며, 학력에따른차이가선명하게드러나고있음을재차확인할수있다. 또한, IMF와국제금융위기에따른직종분리의반응이다르게나타나고있는것이확인된다. IMF 시기의경우 1997년을기점으로성별직종분리가심화되고있지만, 국제금융위기시기의경우오히려성별직종분리가완화되고있다. 특히 2008년대졸이상집단의성별직종분리는유독더완화되는현상이관측된다. [ 그림 1] Duncan 지수의추이 자료 : 고용노동부, 고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 1993~2013.

20 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 15 Duncan지수의하락은남성의비중이높은직종으로의여성진입이늘어나거나, 여성의비중이높은직종으로남성의진입이늘어남으로나타나는현상이라고할수있다. [ 그림 1] 에서나타난또하나의특징은각각의학력집단별 Duncan지수의감소현상보다전체집단의 Duncan지수하락이두드러지게나타나고있다는것이다. 이에대하여몇가지해석이가능하다. 먼저, 1990년대이후남성과여성모두고학력근로자의노동시장진입이늘어났다는사실을들수있다. 즉, 상대적으로성별직종분리가낮게나타나는고학력집단이노동시장에서차지하는비중이지속적으로높아지고이러한현상이자료에반영되어, 분석기간동안대졸이상근로자비중의상승이상대적으로더빠르게전체 Duncan지수의하락을불러온것이다. 12) 전반적인 Duncan지수의하락은각학력집단에서의직종분리현상의완화에의한것이라기보다는상대적으로그현상이약한집단의노동시장내비중이늘어남으로나타난현상이라는것이다. 다른이유로는시간이흐를수록고학력여성의노동시장진입속도가남성보다빠르고, 이현상이자료에반영된것일수도있다. 2. Duncan 지수의분해 13) 가. 전체집단 < 표 3> 은전체집단을대상으로한성별직종분리지수의기간간변화를분해한것이다. 1994년의분해값은 1993~1994년기간동안의변화량이다. 먼저표에서가장명쾌하게드러나고있는사실은 Duncan지수의변화량에비해서각각의요인들의변화량이매우크게나타나고있고, 그방향성이서로다르다는것이다. 2008년을제외하곤, 성비중효과는전분석기간에서양 (+) 의부호를나타내고있고, 직종규모효과는전분석기간에서음 (-) 의부호를보여주고있다. 14) 12) 실제 1993 년대졸이상집단의비중은약 24.9% 이지만, 이후꾸준히증가하여 2013 년기준 53.4% 에이르러과반을넘기고있다. 13) 세부적인분석표는부표로논문말미에첨부하였다. 14) < 표 3> 의분해결과를살펴보면, Duncan 지수의변화량보다직종내성비중의변화와직종규모의변화가상당히크게변화하고있다는것을확인할수있다. 이는성별직종

21 16 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 먼저, 직종규모효과에서의일관적인음 (-) 의부호는해당기간동안의 Duncan 지수하락에긍정적인효과로작용하고있다는것이다. 직종규모효과는각각의직종내성비가일정하다는가정하에서직종의규모가변화하였을때의지수의변화를의미한다. 이때그변화량이음 (-) 의부호를보이고있으므로, 직종의규모가성별직종분리를완화시키는방향으로작용하고있다는것이다. 반면에성비중효과의일관적인양 (+) 의부호는지수의하락에부정적인영향을주고있다. 성비중효과는각직종의규모가일정할때각각의직종내성비의변화에따른지수의변화이므로, 분해결과에서의양 (+) 의부호는직종의규모가일정할때, 각각의직종내성비가성별직종분리를악화시키는방향으로작용한다는것이다. 즉, 분석기간동안직종규모에서는성별직종분리의완화를위한작용이충분하게이루어지고있었지만, 성비중에서의부정적인변화가이를지속적으로상쇄시켜분석기간동안의성별직종분리지수의완화정도가상당히낮게나타난것으로파악할수있다. < 표 3> Duncan 지수분해결과 Ⅰ( 전체집단 ) 기간 1994~ ~ ~ ~ 2013 전기간평균 DI 변화 (St) 성비중효과 직종규모효과 변화량비중변화량비중 주 : 각연도별관측치는횡단면가중치를적용한것임. 자료 : 고용노동부, 고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 1993~2013. 분리현상에표면상으로는큰변화가없는것같지만노동시장안에서는매우급격한변화가일어나고있음을반증할수도있다.

22 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 17 나. 학력별분해결과 < 표 4> 는학력을기준으로대졸미만 / 대졸이상집단을대상으로한성별직종분리지수의분해결과를보여준다. Duncan지수의추이에서확인했듯, 대졸미만집단의성별직종분리는전체집단보다높은수준이고, 분석기간동안의감소정도역시작다. 대졸이상집단은대졸미만집단에비해성비중변화와직종규모변화의크기는더크게나타나지만그에따른상쇄역시커서등락을거듭할뿐지수의감소는매우작다. 먼저, 대졸미만집단을살펴보면, 성비중효과와직종규모효과의변화량부호가전체와같은방향으로나타나고있다. 결국대졸미만집단역시분석기간동안직종규모에서는성별직종분리의완화를위한작용이충분하게이루어지고있었지만, 성비중에서의부정적인변화가이를지속적으로상쇄시켜분석기간동안의성별직종분리지수의완화정도가상당히낮게나타난것으로파악할수있다. 긍정적인측면은 2011년이후성비중효과의변화보다직종규모효과의변화량이크게나타나면서성별직종분리가이전의변동적인형태에서지속적으로완화되는형태로변화하고있다는점을들수있다. 대졸이상집단역시그움직임자체는대졸미만집단과크게다르지않다. < 표 4> Duncan 지수분해결과 Ⅱ( 학력별집단 ) 1994~ 1998년 1999~ 2003년 2004~ 2008년 2009~ 2013년전기간평균 DI 변화 (St) 대졸미만성비중효과 직종규모효과 DI 변화 (St) 대졸이상성비중효과 직종규모효과 주 : 각연도별관측치는횡단면가중치를적용한것임. 자료 : 고용노동부, 고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 1993~2013.

23 18 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 대졸이상집단과대졸미만집단의큰차이는 2009년이후에드러나고있다. 2009년이후두집단모두에서성별직종분리가강화되는경향이나타나고있지만, 그현상이대졸이상집단에서상대적으로강하게나타나고있기때문이다. 공교롭게도두집단모두 1999년의외환위기이후성별직종분리의완화가나타나고, 국제금융위기이후다시현상이악화되는동시적으로발견된다. 15) 분해결과를종합해보면, 우리나라노동시장내성별직종분리는일부완화되는경향이나타나기는하지만그개선속도가매우느리다는것을확인할수있었다. 또한, 2009년이후다시악화되는현상이나타나고있음도확인되었다. 이는직종규모의변화로발생하는현상의완화가성비중의악화로인해상쇄되고있는것으로서, 전분석기간에걸쳐일관되게나타나고있다. 앞서서론에서밝혔듯 1990년대이후우리나라노동시장의성장은여성의진입이큰축을담당하였지만, 그여성의주요진입직종이판매및서비스직군과같은상대적으로저임금 저숙련직종에한정되었다. 결국이러한여성의특정직종으로의진입이성비중효과를통해성별직종분리의완화에부정적인영향을주고있음이확인되었다. V. 맺음말 : 토론과연구함의 본연구는성별직종분리를지수로파악한후, 1993~2013년기간동안의변화추이를살펴보고, 그변화의원인을탐구하고자수행되었다. 지수의도출을위해세분화된직종코드와대량의관측치를제공하는고용노동부의 고용형태별임금실태조사 ( 임금구조 ) 자료를사용하였다. 지수의도출은 Duncan and Duncan(1955) 의방법론을활용하였고, 변화의원인탐구를위한지수분해기법으로 Fuchs(1975) 의방법론을적용하였다. 분석을통해다음과같은결과를얻을수있었다. 15) 이와관련하여, 관측표본에서 2009 년이후대졸이상집단의여성근로자비중이 2009 년이전과비교하여그증가세가감소하고있는데, 이는국제금융위기의노동시장내영향이대졸이상여성근로자의감소로영향을주었을가능성을시사한다.

24 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 19 첫째, 성별직종분리를전체집단으로살펴본바, 지속적으로완화되고있음이확인되었다. 하지만지수를학력별로구분하여살펴보면, 대졸미만과대졸이상집단의지수가분석기간동안등락을거듭하여 1993년과 2013년의지수에큰차이를발견할수없었다. 이를통해전체집단을대상으로한성별직종분리의완화는시간이흐를수록성별직종분리가대졸미만에비해약하게나타나는대졸이상집단의관측치가증가한결과임을알수있었다. 둘째, 성별직종분리가정체되고있는것은각각의직종안에서의성비중의변화가긍정적인방향으로이루어지지못한결과임을확인하였다. 지수분해를성비중효과와직종규모효과로살펴본바, 직종규모효과는전분석기간동안분리지수를감소시키는방향으로작용하고있었으나, 성비중효과는정반대로움직이고있는것으로나타났다. 이상의결과로부터도출되는정책적인고려사항은성별직종분리가개인의선호가반영된자의적선택에의해이루어진것인지, 아니면노동시장진입과정혹은다른환경적영향에의한선택인가하는점이다. 특히대졸이상여성근로자의노동시장진출이지속적으로늘어나고있는상황에서성별직종분리의악화는노동시장의긍정적인신호로받아들이기어렵다. 현재의우리나라노동시장의여건을고려할때, 앞으로도여성근로자의비중은늘어날것이고상대적으로성별직종분리가약한대졸이상근로자의비중역시늘어갈것이다. 이는시간이흐를수록지수를통해드러나는표면적인성별직종분리가완화될기제로작동하겠지만, 실증분석결과의 2009년이후대졸이상집단의지수가다시상승하고있는점을고려해야할부분이다. 고학력여성의노동시장진입이특정직군에한정되고있는것은아닌지다시살펴보아야할것이고, 또한그것이전공과일치하고있는것인지도역시면밀히검토해보아야할것이라고판단된다. 설령특정직군에한정된다하더라도이것이개인의선호가반영된자의적선택에의한것이라면성별직종분리지수의상승이노동시장내부에큰문제를야기하지않겠지만, 만약그렇지않다면성별직종분리지수의상승은선행연구들이지적하듯성별임금격차의확대와같은문제를일으킬수있을것이다.

25 20 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 < 부표 > Duncan 지수분해결과 DI 변화 (St) 성비중효과직종규모효과대졸미만대졸이상 변화량비중변화량비중성비중효과 직종규모효과 성비중효과 직종규모효과 평균 주 : 각연도별관측치는횡단면가중치를적용한것임. 자료 : 고용노동부, 고용형태별근로실태조사 ( 임금구조 ) 1993~2013.

26 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 21 참고문헌 금재호 (2000). 여성노동시장의변화와정책방향. 규제연구 9 (2) : 157~ 185. (2004). 노동시장이중구조와성차별 직종분리를중심으로. 응용경제 6 (3) : 259~289. 금재호 윤자영 (2011). 성별임금격차의현상과원인에대한연구. 국제경제연구 17 (3) : 161~184. 김애실 (2004). 직종분리와직종별, 성별임금격차. 한국여성경제학회학술발표논문집. 류재술 허무열 (1995). 노동시장내에서의성분리에따른혼잡현상분석. 노동경제논집 17 (2) : 161~182. 사명철 (2015). 직종내여성비율의변화와임금효과. 중앙대학교일반대학원박사학위논문. 서병선 임찬영 (2002). 직종특성과성별임금격차. 국제경제연구 8(1):15 ~54. 조혜선 (2002). 성별분리와가치차별에대한다층분석. 노동정책연구 2 (3) : 1~29. 황수경 (2001). 직종특성과성별직종분리 : 미국노동시장의사례를중심으로. 노동정책연구 1(3):1~29. 허식 (2003). 산업과직종에서의성별임금격차에관한원인분석. 응용경제 5(3):57~74. 허은 (2013). 노동시장계층별성별직업분리에관한연구. 한국사회학 47 (2) : 241~266. Anker, R(1997). Theories of occupational segregation by sex: An overview. International Labour Review 136 (3) : 315~339.

27 22 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 Anker, R., Melkas. H. and A. Korten(2003). Gender-based occupational segregation in the 1990 s, ILO working paper. Becker, G. S.(1971). The Economics of Discrimination, Second edition, chicago : University of Chicago Press. Bergmann, B. R(1974). Occupational Segregation, Wages & Profits When Employers Discriminate by Race or Sex. Eastern Economic Journal 1(2): 103~110. Blackburn, R. M., Brooks, B. and J. Jarman(2001). The Vertical Dimension of Occupational Segregation. Work, Employment & Society 15(3) : 511~538. Blau, F. D., Brummund. P. and A. Yung-Hsu Liu(2013). Trends in Occupational Segregation by Gender 1970~2009 : Adjusting for the Impact of Changes in the Occupational coding System. Demography 50 : 471~492. Blau, F. D., Ferber, M. A. and A. E. Winkler(2010). The economics of women, men, and work(6th ed.). Upper Saddle river. Nj: Prentice Hall. Blau, F. D. and W. E. Hendricks(1979). Occupational Segregation by Sex : Trends & Prospects. The Journal of Human Resources 14 (2) : 197~210. Deutsch, et al.(2002). Occupational Segregation by Gender in Three Latin American Countires. Working Within confines, Inter-American Development Bank. Duncan, D. and B. Duncan(1955). A Methodological Analysis of Segregation Indexes. American Sociological Review 20 (2) : 210~217. Fuchs, V. R.(1975). A Note on Sex Segregation in Professional Occupations. Explorations in Economic Research 2 (1) : 105~110. Gülen, G.(2012). Women and Occupational Sex Segregation in Turkish Labor Market, 2004~2010. Middle East Technical University Ph.D Paper. Karmel, M. and X. Maclachlan(1988). Occupational sex Segregation Increasing or Decreasing. Economic Record 64 : ILO(1972). Employment, Income and inequality: A strategy for increasing productive employment in Kenya. Geneva.

28 우리나라노동시장내성별직종분리의변화 ( 사명철 ) 23 Levanon, J. Y., England. P. and P. Alison(2009). Occupational Feminization and Pay: Assessing causal Dynamics using 1950~2000 U.S. Census Data. Social forces 88 : 865~981. Piore, M. J. and P. B. Doeringer(1971). Internal Labor Market and Manpower Analysis. Lexington, Mass : Lexington Books. Polachek, S. W.(1976). Occupational Segregation-alternative Hypothesis. Journal of Contemporary Business 5(1) : 1~12. Standing, G.(1989). Global Feminization through Fexible Labour. World Employment Programme research. Working Paper No.31. Thaler, R. and S. Rosen(1976). The Value of Saving a Life: Evidence from Labor Market. NBER Housegold production and consumption :265~302. Watts, M.(2003). The Evolution of Occupational Gender Segregation in Australia : Measurement and Interpretation, Australian Journal of Labour Economics 6 (4) : 631~655. Zveglich, Jr. J. E. and Y. M. Rodgers(2004). Occupational Segregation and the Gender Wage Gap in a Dynamic East Asian Economy. Southern Economic Journal 70 (4) : 850~875. OECD(2014). OECD Employment Outlook 2014.

29 24 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 abstract The Change of Occupational Segregation by Gender : Focus on Trend and Decomposition Sa Myung-cheol In this study, occupational segregation by gender examine though the Duncan-Index for period and find an sources of the changing index. Using LCET(published by Korea Ministry of Employment and Lbor) that provide 3-digit job code and innumerable observations, estimate the Duncan-Index and the index decomposition. The results as follow. Firstly, the occupational segregation by gender was improved in the period, but considering the education levels, each group s indexes not show interesting change because the indexes fluctuate during every year. Secondly, Decomposing the index with the sex-composition and the occupation-mix component, the occupation-mix effect works the index decline and the sex-composition almost coincidentally moves counter to other effect. Keywords : occupational segregation by gender, duncan index, decomposition

30 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 25 노동정책연구 1) 제15권제4 호 pp.25~60 한국노동연구원 연구논문 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 : 남녀임금격차를중심으로 * 임찬영 ** 본연구는한국교육고용패널조사 (KEEP) 자료와 2005년대입수능 (CSAT) 수리표준점수를이용하여수학실력이임금에미치는영향을측정하고, 그효과가남녀임금격차에어떻게작용하는지분석하였다. 분석결과, 수능수리 1등급상승은시간당임금기준으로약 1.6% 의임금상승효과를보였고, 표본을 4년제로제한할경우, 임금상승효과는 2.4% 로증가하는것으로나타났다. 수학에대한태도및수학실력이남녀임금격차에미치는효과에있어서는수학관련요인이차별적격차를줄이는방향으로작용하여남녀임금격차를완화시키는것으로나타났다. 남녀임금격차완화를위해서는노동시장의제도개선과함께수학에대한학습동기를키워주고, 수학활용직업에대한미래비전을제시하는등의교육정책역시중요한것으로보인다. 이를통해여성이다양한분야에서인적자본투자를행하고, 이공계여성인력을확보하며, 양성평등을달성함으로써국가경쟁력제고에기여할수있을것으로판단된다. 핵심용어 : 수능수리표준점수, 수학실력, 수학흥미, 순임금격차, 차별계수 논문접수일 : 2015 년 8 월 19 일, 심사의뢰일 : 2015 년 8 월 21 일, 심사완료일 : 2015 년 12 월 1 일 * 이논문은 2013 년정부 ( 교육부 ) 의재원으로한국연구재단의지원을받아수행된연구이다 (NRF-2013S1A5B5A ). 제 10 회한국교육고용패널학술대회에서유익한토론을해주신양정승박사와익명의심사자두분께감사드린다. ** 아주대학교강사 (limchany@hanmail.net)

31 26 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 Ⅰ. 서론 본연구는수학에대한태도및수학실력 (mathematics abilities) 이임금에미치는효과를분석하고, 그효과가남녀임금격차에어떻게작용하는지살펴본다. 글로벌경제위기이후저성장기조가장기화됨에따라세계주요국가들은차세대성장동력인미래유망산업의선도를위해융합형전문인력양성에심혈을기울이고있다. 지난 2012년삼성경제연구소는 2020년까지약 9만명의과학기술핵심인재가부족할것이라는전망과함께 9대미래유망산업분야를선정하고, 1) 9대미래유망산업과관련성이높은대학전공 (college major) 분야를분석하였는데, 그결과 7개분야에서수학을필수학문으로제시하였다. 최근수학 (mathematics) 은금융수학 (Financial-Mathematics), 생물수학 (Bio- Mathematics), 생물통계학 (Bio-Statistics) 등의학문융합에서볼수있듯이과학, 공학, 의학, 경제학등의타학문분야와결합하며그위상을높여가고있다. 그동안인문계출신이많이채용되던대표적인우량직장이었던금융권에도수학열풍이불고있다. 금융투자에수학을이용하는계량분석가 (Quant, 퀸트 ) 2) 들이등장하고있고, 핀테크 (FinTech : 금융기술 ) 분야를선점하려는금융기업들과정부의 기술금융 바람이가세하여정보기술 (IT) 과금융의융합을이끌수있는수학인재를선호하면서학생들의진로선택에도영향을미치고있다. 구글 (Google) 의검색엔진원리도수학에기초하고있고, 마케팅이나영업등언뜻보면수학과무관한듯한분야에서도숫자에대한감각없이는업무를제대로이해하거나지휘하기어렵고, 생산관리와인사관리까지수식을통해해결하고있다. 고객의취향, 소득과직업, 연령등을분석하는빅데이터 (Big Data) 의분석및활용관련해서도수학능력을지닌인재가기여할수있는부분이 1) 미래 9 대유망산업분야에는친환경에너지, 환경기술, 수송탐사, 첨단도시, ICT( 정보통신 ), 로봇기술, 신소재나노, 바이오의약, 고부가식품등이포함되어있다 ( 출처 : 삼성경제연구소, 2012). 2) 퀀트 (Quant) 는금융투자에수학을이용하는전문가로계량분석가 (Quantitative Analyst) 를지칭한다.

32 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 27 많을것이라고예상한다. Becker 이래인적자본이론은개인의능력이직업분야에서생산성향상을야기하여임금에긍정적인영향을미친다는사실을밝히고, Mincer의임금함수를기초로하여개인능력을대리하는변수로학력, 경력등을사용하여이들변수가임금에미치는효과와그크기를측정하여왔다. 최근 OECD는노동력의숙련형성을강조하면서지식기반사회에서성인역량중의하나로수리력 (numeracy) 을기초적인직업능력으로정의하고있다. 3) 수리력은직무능력으로서상황관리혹은실생활에서의문제해결과관련된기본적인인적자본이라고할수있으며, 이것의형성정도는취업과노동시장의경제적성과와밀접한관련을가질것으로기대할수있다. 수학실력 (math abilities) 과임금과의관계를분석하고있는연구들은수학을활용하는직업에서높은수학실력을가진경우임금이높음을일관되게주장하고있다. 한편, 남녀임금격차를분석하고있는일부연구는여자가남자보다수학을못하거나혹은수학관련전공이나직업을기피하기때문에노동시장에서낮은직업지위에머물게될수있음을지적하고, 남녀간수학실력과수학에대한태도의차이를이용하여남녀임금격차의일정부분을설명할수있다고한다 (Killingsworth, 1987; Polachek, 1978, 1981). 여자들이남자에비해수학관련전공이나직업에종사하는비율이낮은것은일반적인사실이다. 여자들이그들의개인적인선호에의해수학관련전공이나직업을기피할수있지만다른한편으로는여자들의수학기피이유가노동시장에서의남녀간수학실력에대한보상의차이에서기인하는것일수도있다는생각을할수있다. 본연구는직업기초능력으로서의수리력에초점을맞추고, 수학에대한태도및수학실력 (math abilities) 이대학전공과직업을통해노동시장성과에영향 3) OECD 는지식기반사회에서노동력의숙련형성의강조와함께독해력, 문서이해력, 수리력, 문제해결력등의네가지능력을직무수행을위한기초적인능력으로간주하고있다. 이중수리력 (numeracy) 을성인생활의다양한상황에서수학적요구에적극적으로반응하고, 이를관리하기위해수학적정보및아이디어에접근하고이를활용 해석하며, 의사소통을할수있는능력으로정의하였다. 또한, 수리력은다양한방식으로표현된수학적내용, 정보, 아이디어에반응함으로써상황관리혹은실생활에서의문제해결과관련된다고하였다 ( 출처 : OECD Survey of Adult Skills(PIAAC) 2012).

33 28 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 을미친다는메커니즘하에서수학관련변수의임금효과를분석하고자한다. 또한, 남녀임금격차의일정부분은수학에대한태도및수학실력의남녀차이에서발생한다고가정하고, 수학관련요인이남녀임금격차에어떻게작용하는지살펴보고자한다. 개인의수학실력과수학흥미가노동시장성과와관련을갖는다는사실은여러연구들을통해밝혀지고있다. 이와관련된연구는 Altonji(1995) 의연구를중심으로이루어져왔고, Turner(2002) 는고교시절수학과목의수강및성적이노동시장의임금을예측하는기제로작용하고있음을밝혔다. 4) Joensen and Nielsen(2009) 은 OLS와도구변수 (instrument variable) 를사용해고등학교수학실력의효과를측정하였고, OLS 추정결과평균 0.3% 의임금상승효과가있음을제시하였다. Rendall and Rendall(2014) 은기간모형 (period model) 을이용하여개인의직업적성과이전의단계로서수학실력과수학관련흥미 (study preferences, 혹은 love of studying) 요인을이용하여좋아하는전공의선택과일자리에진입하는과정을동학 (dynamics) 모형으로분석함으로써개인의임금불평등을설명하고있다. Rose and Betts(2004) 는기회비용관점에서능력과동기 (motiavation) 의중요성을언급하며고등학교수학코스와임금과의관계를설명하고있다. 국내의유사한연구로김홍균외 (2007) 은한국노동패널 (KLIPS) 자료에서얻은대입수능성적을이용하여시험성적이임금에미치는효과를분석하고있고, 김안국 (2007) 은직업기초능력에수리력을포함하여임금효과를분석한결과통계적으로유의하지않았다는결과를제시하였다. 그이유로그는우리나라의경우다른나라들과는달리셈하기등의능력이어느정도갖추어져있기때문일수있다고하였다. 이들연구는김홍균의연구처럼대입수능성적을사용하고있거나, 혹은제한된범위의수리능력을사용하고있어서수학관련요인, 즉대입수능성적중에서수리점수만을사용하거나혹은수학흥미등수학관련변수를직접적으로사용하고있는본연구와차이가있다. 본연구의주요내용은다음과같다. 첫째, 임금결정요인으로수학에대한 4) 이외에 Ackerman(2000), Arcidiacono(2004), Alexander and Pallas(1984), Altonji et al.(2012) 등참고.

34 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 29 태도및수학실력의역할을밝히고, 수학관련요인이임금에미치는효과를측정한다. 둘째, 수학실력에대한보상에남녀간의차이를밝히고, 이차이가남녀임금격차에어떻게작용하는지분석한다. 이결과를토대로노동시장의제도개선뿐만아니라수학분야의직업전망과같은교육정책을함께사용하여여자가다양한분야에서인적자본투자를행하고남녀임금격차를완화하며, 경제사회적으로양성평등을달성함으로써국가경쟁력을제고하는데기여할수있을것으로보인다. 본연구의구성은다음과같다. 제Ⅱ장에서수학에대한선호및수학실력, 대학전공및직업선택에서의남녀간의차이가노동시장성과로연결되는논리를소개하고, 제Ⅲ장에서는임금결정방정식과임금격차분해모형을소개한다. 제Ⅳ장에서는데이터및사용변수를정의하고, 임금함수추정결과와임금격차분해결과를제시한다. 그리고제Ⅴ장에서는주요결과를정리하고논문의의의와향후과제를제시한다. Ⅱ. 연구의배경 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과로이어지는과정은개인적 선호 인적자본투자로서대학에서의수학관련전공 수학활용직업세계로 의배치라는일련의인과관계로설정할수있다. 고교시절수학에대한태도및실력 대학전공선택 직업선택 노동시장성과 그동안연구들은주로대학전공혹은직업변수를사용하여노동시장성과를분석해왔다. 즉, (1) 대학전공 노동시장성과 모형, (2) 직업선택 노동시장성과 모형, (3) 대학전공및직업선택 노동시장성과 모형등을사용해왔다. 본연구는고교시절수학성적, 수학흥미, 수능수리표준점수를통제

35 30 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 하여즉, 수학성적, 수학흥미, 대학전공, 직업선택 노동시장성과 모형을 사용하여수학관련요인이임금에미치는직접적인효과 (direct effects) 를측정 하고자한다. 5) 1. 수학에대한태도및수학실력의남녀차이 최근세계적으로여학생이남학생보다높은학업성취도를보이고있고, 수학및과학에서여학생이남학생에비해뒤떨어지는현상이점차완화되고있다. 하지만여전히여학생은언어능력, 남학생은수학능력에서앞서고있는것으로나타나고있고, 이러한사실에대해남자는공간지각력, 여자는언어이해력이뛰어나기때문이라며수학을 남자과목, 국어를 여자과목 으로여기고있다. 그러나최근이러한통념에반하는연구결과들이제시되고있다. Niederle and Vesterlund(2010) 6) 는경쟁 (competition) 을토대로여학생이수학시험에서남자와다른결과를보이게되는과정을설명하면서여자들이경쟁에취약하다는점을논하고있고, 영국의옥스퍼드대학과캠브리지대학공동연구팀역시여자가남자에비해수학성적이낮은것은여자가수학에대한두려움이크고, 이러한두려움이수학시험에영향을미쳐여자들의수학점수를떨어뜨리는요인으로작용한다고분석하고있다. 7) PISA(2012) 역시 수학불안감 을나타내는감정적인스트레스지수에서여학생이남학생보다높다는연구결과를보고하고있어여자가남자에비해수학성적이낮은이유를이해하는데기여하고있다. 8) 다른흥미로운연구결과는국가별비교연구를통해이루어진것으로서미국 5) 인과관계모형분석에도구변수 (instrumental variable) 의활용및단계별추정 (two-stage) 을행할수있으나본연구에서는 OLS 방법을이용하여수학관련요인의직접적인효과를추정하고, Oaxaca 의방법에따라임금격차를분해하는방법을택한다. 6) Niederle and Vesterlund(2010) 는경쟁 (competition) 에대한남녀의태도차이가수학실력 (math skills) 에서부각되어남녀간편향된수학점수의차이를보인다고보고, 시험과평가방법을여자들이보다그들의잠재성을실현할수있도록바꾸고, 수학에대한흥미와수학실력을측정할수있는더나은방법으로변화해야한다고주장한다. 7) 이내용은 행동과뇌의기능 이란온라인잡지의기고문에서발췌한것이다. 8) 우리나라학생의수학스트레스지수는남학생 0.20(OECD 평균 -0.15), 여학생 0.42 (OECD 평균 0.14) 로여학생의수학스트레스지수가남자에비해매우높게나타나고있다.

36 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 31 위스콘신대연구진은 86개국학생들의수학시험성적을비교한결과노르웨이와스웨덴은남녀학생간점수차이가없었으며, 아이슬란드의경우오히려여학생의점수가높았다고전하며, 남녀평등지수가높은나라일수록남녀간수학시험의점수차이가적다고발표했다. 이발표역시남녀간수학실력의차이가사회적요인에의해좌우될수있음을의미하는것으로여자가수학에대해공포를더많이느끼는것이사회적요인과무관하지않음을시사하고있다. 2. 대학전공선택의남녀차이 고등교육의확대로여자의진학률이점차높아지고있지만여자들의대학전공분야는직업수요가적은특정분야에집중되고, 수학을활용하는분야의비중은적은것으로나타나고있다. 9) 대학전공분야와노동시장성과에대한연구들은국가와성별에따라차이가있지만대부분의나라에서기술지향적인분야와수학이나과학과같은수량적인기술이집중된분야에서임금상승효과가크다고보고하고있다 (Grogger & Eide, 1994; Weinberger, 1999, 2001; Jacobson, LaLonde & Sullivan, 2001). 관련연구는대학전공계열과남녀임금격차를분석한결과, 대학전공의통제를통해남녀임금격차의 25~50% 정도를설명할수있다고주장하고있고, 미국자료를분석한 Daymont and Andrisani (1984) 의연구에서는남녀임금격차의 10% 에서많게는 90% 정도까지대학전공의차이를가지고설명할수있다고주장한다. 10) 인적자본이론은시장지향적이지않는여자들의전공선택경향에대해남자는생애전반에걸쳐직업을갖고노동을하지만, 여자는출산과가사를직장과병행해야하기때문에전공선택에서남자와차이를갖게된다고생애노동책 9) 앞으로수학을더공부하거나, 수학관련직업을가질계획 을조사하는 수학학습계획 지수에서남학생 (OECD 평균 0.17) 에비해여학생 (OECD 평균 0.16) 이낮은것으로나타난다. 우리나라는남녀 ( 남학생 -0.16, 여학생 -0.28) 모두매우낮지만여학생의수학활용도는더떨어진다 (PISA, 2012). 10) 이경희외 (2007) 는한국노동패널 (KLIPS) 자료를사용하고, 개인능력의대리변수로학과별대학입학평균점수를사용하여대학교육 ( 대학전공및대학순위 ) 의임금효과가성별에따라차이가있으며, 우리나라노동시장에성별임금차별이존재한다고밝히고있다.

37 32 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 임론을가지고설명한다. 즉가사와육아등으로직장생활이중단될것을예상하는여자들은노동중단기간동안급속도로가치가떨어질것으로예상되는유형의인적자본에대한투자를기피하는경향을갖게되고 (Polachek, 1978, 1981), 특히, 급속한기술적인변화가이루어지는과학과공학분야에서여자들은노동중단기간의지식이나정보의퇴보뿐만아니라그분야에서이탈되어있는기간동안일어난기술발전과도싸워야하기때문에기술적인변화가빠른전공분야를피하고노동중단비용이적게드는분야를선택하는경향이높다는것이다. 3. 직업선택의남녀차이 노동시장에서의남녀임금격차가발생하는또다른요인은여자들의직업분포에서연유한다. 이는여자들의전공선택경향과도연결되어나타나는것으로서현대사회에서상대적으로임금이높은직종은기술 공학및수학분야에집중돼있지만, 여자들이이들분야의작업을갖는비율이적기때문이다. 최근청소년기의과학및수리적이해능력에있어남녀간격차는사라지는경향을보이지만직업을선택하는단계에서는이와같은변화가아직충분히반영되지않아남녀가서로다른직종을선호하는경향이높게나타난다. 남녀간직업분포의차이가남녀임금격차를낳게되는과정에대한대표적인이론으로서과밀가설이론은여자들이일부하위직업으로집중되는직종분리 (occupational segregation) 현상이노동공급이밀집된여자밀집직업에서의노동생산성을떨어뜨림으로써여자의임금을낮춘다고주장한다 (Bergmann, 1971; Joy, 2003). 일반적으로조사에서여자들은교육및보건서비스나판매직등서비스직군에종사할가능성이높게나타나고있고, 이들직업군은남자들이주로취업하고있는관리직, 전문직, 기술직등의직업에비해임금이낮은열위직업에속할가능성이높다. 이뿐만아니라동일직종내위계 (hierarchy) 에서수직적격리가이루어져관리자나감독자의지위에있는여자의비율이매우낮다. 이러한예는동일직종내직급별차이로나타나는것이일반적이어서상대적으로고위직으로볼수있는업무에서여자의비율이낮거나숙련업

38 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 33 무나책임자의위치에여자가차지하는비율이낮은현상으로나타난다. 만약, 수학에대한태도및수학실력의차이가남녀임금격차로이어지는과정이수학에대한개인적선호, 수학관련대학전공및수학을활용하는직업의차이를통해나타난다면, 이는개인적선택이나능력에따른것이므로합당하다고볼수있다. 그리고이때남녀임금격차완화정책은노동시장정책보다는학생시절의진학지도, 미래직업전망과같은직업세계에대한체계적교육과정보제공시스템의확대와같은교육정책의개선이나변화가필요할것으로보인다. 그러나수학에대한태도및수학실력이남녀임금격차로전환되는과정에서여자들이수학관련전공이나직업을기피하는이유가보상의차이에기인한다면이는남자와동일한인적자원을갖춘여자가사회적으로불평등한대우를받고있음을의미하는것으로비효율적이라고할수있다. 이때는동일한수학실력과동일한전공을통해획득된여자의직무능력이남자와동일한보상을받을수있도록일자리기회의확대, 불평등한처우개선, 경력단절문제등과같은노동시장의제도적개선등의조치가남녀임금격차완화에기여할수있을것이다. Ⅲ. 분석모형및방법 본연구의실증분석은 Mincer(1974) 의임금결정방정식모형을따르고, 인적자본론이설정하는임금함수 (earnings function) 를토대로하여수학관련변수들을추가고려한다. 임금결정방정식모형은다음과같다. ln(wage) = β 1 +β 2 수학에대한태도및수학실력벡터 +β 3 대학전공벡터 +β 4 직업벡터 +β 5 기타관련변수들의영향 +ε (1) 여기서, ε는에러텀 (error term) 이다. 임금격차분해방법으로는 Oaxaca(1973) 와 Blinder(1973) 의방법을따른다. Oaxaca-Blinder의임금격차분해방법은임금함수추정에서얻은추정계수와남성과여성의평균적인인적속성을이용하여남녀임금격차를생산성, 즉인적

39 34 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 속성에의한격차와모형으로설명하지못하는차별로정의되는격차로구분하여임금격차를분해한다. 남자에비교한여자의임금수준을측정하기위해서는임금함수에서얻은최소자승 (Ordinary Least Square: OLS) 추정량과설명변수의평균값을이용하여여자가남자와비교하여어느정도임금을받는지측정하고이를차별계수로계산한다. 임금격차분해 (wage decomposition) 는남자와여자의임금결정방정식이다르다고가정하기때문에표본을남자와여자로분리하고, w Fi 를여자임금, w Mi 를남자임금으로놓는다. 식 (2) 와식 (3) 은각각남녀의임금결정방정식을나타낸다. 즉 lnw Fi F x Fi Fi (2) lnw Mi M x Mi Mi (3) 여기서, x Fi 와 x Mi 는여자와남자의임금결정방정식을구성하는설명변수벡터들이고, F 와 M 은여자와남자의회귀계수벡터이고, Fi Mi 는교란항 (random disturbances) 이다. 식 (2) 와식 (3) 의여자와남자의임금방정식을최소자승법으로추정한 F 의추정치 (estimate) 를 F, M 의추정치를 M 으로표시하면임금격차분해식은식 (4) 와같이표현할수있다. w M w F M x M x F x F M F (4) 식 (4) 의임금격차분해식의오른쪽항의첫번째항은생산성, 즉인적속성에의한남녀차이를나타내고, 두번째항은변수의수익률차이에기인한차별적인임금격차를측정하고있다. 여기서차별적인임금격차는모형으로설명하지못하는임금격차를내포한다. 임금격차분해는비교집단에따라추정값의크기가달라지는지표문제 (index number problem) 가있기때문에해석에유의해야한다. 본연구에서는남자의

40 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 35 임금함수를기준 (reference) 집단으로하여격차분해를행하고해석한다. 식 (4) 의우변의두번째항을이용하여평균적여자와평균적남자의차별적임금격차 (dc) 를계산하고, 차별적임금격차에미치는수학관련요인의효과를측정한다. discrimination coef ficient x F M F (5) 여기서, x F 는여자설명변수의평균값벡터이다. 여자와남자간차별계수 (discrimination coefficient) 는다음과같이계산한다. DC e dc (6) 계산된 DC의값은남자에비교한여자의임금수준이다. 만약, DC가플러스 (+) 의부호를갖는다면여자의임금이남자보다 DC% 만큼높음을의미하고, DC의부호가마이너스 (-) 값을갖는다면, 여자가남자보다 DC% 만큼적은임금을받는다는것을의미한다. 최소자승추정을위한가정에따르면임금함수의오차항의분포는비교집단간에동일하다는암묵적인가정을하고있다. 그러나임금계층별분포가편향 (bias) 되어있고, 그편향성정도가다름에도오차항의분산구조가임금계층별로동분산 (homoscedasticity) 을갖는다고가정하거나, 또는분산구조가비교집단간에동일하다고가정하게되면추정에문제가있을수있다. 이문제를해결하기위해 시간당임금의자연대수 (natural logarithm) 값 을사용한다. 11) 11) 통계학적으로임금의로그값에대한분포는정규분포에가깝게나타나는특징을보이기때문에대부분의실증분석에서임금분포의편향구조를완화하는방법으로사용되고있다.

41 36 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 Ⅳ. 실증분석결과 1. 분석자료및기초분석 가. 수능수리표준점수분포본연구의실증분석에는한국교육고용패널 (Korean Education & Employment Panel : 이하 KEEP) 자료와 2005년도대입수학능력평가 (College Scholastic Ability Test: CSAT, 이하 수능 ) 의수리표준점수를연결하여사용한다. KEEP 은 2004년당시중학교 3학년, 일반계고등학교 3학년, 실업계고등학교 3학년각각 2,000명씩을추출하여추적조사하고있는종단면자료이다. 2005년수능에서수리영역은미분과적분, 확률과통계, 이산수학중하나를선택하도록되어있고, 제공하는수리점수는정해진평균 (50) 과표준편차 (10) 를갖도록변환한분포로서개인의상대적서열을나타낸다. 본연구의분석대상은 2005년수능응시자중에서수리유형 ( 가형혹은나형 ) 을선택하고, 2013년조사시점임금근로자로취업중인 769명이다. 표본은남자 408명, 여자 361명, 4년제 443명, 수리가형 173명, 수리나형 590명등으로구성되어있다. 분석자료는 2004년당시고3이었던학생들을 10여년동안추적조사한것으로서 2013년조사시점에이들나이는 20대후반에해당한다. 따라서본분석결과는노동시장진입초기의성과로제한할수있을것이다. 수능자료에서얻은수리표준점수는전체평균 94.4점, 남자 95.3점, 여자 93.4점으로남자의수리점수가평균 1.9점높은것으로나타났고, 4년제는평균 98.5점으로전문대의 86.7점보다높았다. 4년제는남자가여자보다평균 2.8점높고, 수리가형에서는 2.6점, 수리나형은 1.3점가량남자가여자보다높게나타나일반적통념대로남자의수리점수가여자보다다소높았다. 12) 12) 수리표준점수는 4 년제남자평균 99.8 점, 여자평균 97.0 점, 수리가형남자평균 97.4 점, 여자평균 94.8 점, 수리나형남자평균 94.4 점, 여자평균 93.1 점이다.

42 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 37 [ 그림 1] 수리유형별수리점수분포 (ⅰ) 수리표준점수대분포 (ⅱ) 수리등급별분포 ( 단위 :%) [ 그림 2] 수리등급별성별분포및성별취업자분포 ( 단위 :%) (ⅰ) 수리등급별성별분포 (ⅱ) 수리등급별성별취업자분포 [ 그림 1] 은수리유형별 (i) 수리표준점수와 (ii) 수리등급별분포를나타낸다. 여기서사용한수리표준점수는 50~150점이상 으로제공된점수를 10점단위로구분한것이고, 수리등급은자료에서제공받은 9개등급을가지고 1등급을 9등급으로, 2등급 8등급,..., 9등급 1등급으로변경한것으로서등급을나타내는수치가클수록높은수학성적을나타낸다. 13) [ 그림 2] 의 (i) 은수리등급 13) 본연구는수리표준점수와수리등급변수를사용한분석을모두시도하였고, 수리등급이

43 38 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 별성별분포, (ii) 는수리등급별성별취업자의분포이다. 이두그림을비교해 보면, 남자의경우여자에비해수리점수가높은경우에취업비율이상대적으 로높게나타나고있다. 나. 남녀임금수준의비교조사대상자의월평균임금은평균 208만원이고, 남자가 221만원, 여자가 192만원으로, 임금에영향을미치는요인을통제하지않은상태에서남녀간임금격차를살펴보면, 월평균임금기준으로여자의임금은남자의 87% 수준이며, 시간당임금기준으로는 98% 수준에해당한다. < 표 1> 에 4년제와수리유형별남녀임금수준을제시하였다. 4년제여자는남자의 83% 수준으로 4년제에서남녀임금격차가더큰것으로나타났다. 이런결과를얻게된이유로는먼저, 대졸노동시장에서여자의공급증가로대졸여자의임금이하락하는것으로볼수있고, 또다른가능성은자료에나타난특징으로유추할수있는것으로, 대졸남자는생산성이높은사람위주로취업을하고있는것에비해여자는경력단절을고려해취업을우선하여열악한근로조건으로도취업하고있기때문으로보인다. 수리영역별로는가형여자의임금은남자의 97% 수준이고, 나형여자는 89% 수준으로이공계열직업으로진출가능성이높은수리가형에서남녀임금격차가상대적으로작았다. < 표 1> 임금수준의남녀비교 전체평균 월평균임금 여자 (A) 남자 (B) A/B 100 전체평균 시간당임금 여자 (C) 남자 (D) ( 단위 : 만원 ) C/D 100 전체 년제 수리가형 수리나형 수리표준점수에근거한것이어서결과에큰차이가없었다. 따라서본연구에서는수리등급을사용한모형의결과를제시하여해석을현실적으로하였다.

44 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 39 다. 수능수리표준점수와임금분석 [ 그림 3] 에는수리등급별월평균임금수준을나타냈다. 대체적으로수리점수가높아짐에따라임금이상승하는것으로나타나고있고, 임금곡선의기울기는여자에비해남자의것이상대적으로가파른것으로나타나고있다. 특히수리가형남자의기울기는표본중에서가장가팔라수학성적이높아감에따라임금상승효과가가장큰것으로나타났다. 14) [ 그림 3] 수리등급별월평균임금 ( 단위 : 만원 ) 전체남자여자수리가수리나 변수소개및임금함수추정 가. 변수정의및기초통계량 수학관련변수 15) 로먼저, 수학흥미변수는 5 점척도값을더미변수로정의 14) 임금과수리점수의남녀간차이에대한유의성검정결과, 임금은남녀간의차이가통계적으로유의하였고, 수리점수의평균값은남자가다소높았지만남녀간수리점수의평균치차이는통계적으로유의하지않았다. 15) 수학관련변수로수능수리표준점수, 수학흥미, 고교수학성적등을사용하였고, 수학관련변수와임금과의선형관계를설정하기위해상관분석을실시하였다. 분석결과, 각변수들은임금과정 (+) 의유의미한관계를갖는것으로나타났다. 지면관계상결과는요청이있을시제시할수있다. 한편, 수리유형별표본을제외한표본에수리유형 ( 가형,

45 40 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 하였고, 16) 고교수학성적은수학 1과목이상상위 30% 속하는경우로담임이평가한것을사용하였다. 17) 대학에서수학과관련성이높은학과는자연계열의수학 / 통계학 / 물리학 / 천문학과등이며, 공학계열의대부분의학과 ( 이공계열 ) 와사회계열의경영경제분야가대표적이다. 대학전공중분류를사용하여전공계열을구분하였고, 18) 인문계열 / 의약계열 / 예체능계열전공을기준 (reference) 그룹으로하였다. 직종은직업과산업성격을고려하여전문직, 기술직, 사무직, 서비스직, 기능직, 판매직, 단순직등 7개의직업군으로구분하였고, 19) 단순직을기준그룹으로하였다. 20) 학력은 2~4 년제, 4~6 년제, 대학원 ( 석사이상 ) 으로구분하였고, 고교특성에따라학생들의학업성취가다르게나타난다는연구결과를반영하여고교평준화변수를학교특성변수로사용하였다. 21) 개인의인적자본형성과학업성취에가족배경의영향이강하게작용하는것을고려해부모의대졸여부 ( 대졸미만이기준그룹 ) 변수를사용하였다. 22) 이외에결혼 나형 ) 을통제변수로사용해보았으나유의한결과를확인할수없었다. 16) 자료의조사에서교과목흥미도는전혀그렇지않다 =1, 그렇지않다 =2, 보통이다 =3, 그렇다 =4, 매우그렇다 =5 로 5 점척도로측정되었고, 이중문항의 4 와 5 에응답한경우를수학흥미있음으로정의하였다. 17) 고교수학성적은 수학과사고, 이산수학, 해석, 기하, 확률과통계, 미적분, 경제수학등 의중등학교수학관련과목중에서 1 과목이상이라도상위 30% 이내에들어가는경우를찾아서만든변수이다. 18) 사용자료가 2004 년대학전공을중분류로구분하여제공하고있어수학관련전공을보다세분화하는것에는자료상의제약이있다. 19) 수학활용도가높은대표적인직업으로이공계열의교수, 보험계리인, 자연과학연구원, 경제학자, 금융공학자, 투자분석가, 수학교사, 수학강사, 여론조사전문가, 컴퓨터, 정보, 통신, IT 관련업무종사자직업이있다. 그러나이들직업종사자는극히소수에그치므로직업과산업성격을고려하여 7 개의직업군으로구분한다. 20) 전문직 ( 교육 / 자연및사회과학연구원 / 금융보험종사자 ), 기술직 ( 기계 / 전자 / 통신종사자 ), 사무직 ( 경영회계종사자 ), 서비스직 ( 법 / 경찰 / 사회복지 / 문화예술종사자 ), 기능직 ( 보건의료 / 재료 / 화학 / 섬유의복 / 식품가공종사자 ), 판매직 ( 영업및판매 ), 단순직 ( 운전 / 운송 / 미용 / 음식 / 건축 ) 등이다. 21) 고교특성변수로자율학교여부를사용하려했으나관련정보가없어이변수의사용은어렵고, 대신고교비평준화변수를사용하였다. 고교평준화와관련하여비평준화가효율성을높여비평준화지역학생들의성적이향상되었다는주장과함께비평준화지역에서오히려일류대입학자수가감소하고있다는주장도있어이변수의결과를예측하는것은다소모호한것으로보인다. 22) 영어성적은가구소득수준에민감하게반응하지만수학실력은재력보다는부모의학력, 관심등의영향력이더크다고보고되고있다. 세계은행 (WB) 는청소년의수학, 과학성적과교육환경을분석한결과부모의관심요인이학력에미치는영향이한국에서가장

46 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 41 여부 ( 유배우자아닌경우기준그룹 ), 거주지역 ( 서울시와 6개광역시이외지역이기준그룹 ), 고용형태 ( 비정규직이기준그룹 ), 노조여부 ( 비노조원기준그룹 ) 등을설명변수로사용하였다. < 표 2> 는회귀분석에사용된변수들의평균값이다. 수학흥미비율은전체 39% 이고, 남녀각각 40.9%, 37.7% 로남자가 3.2% 포인트높았다. < 표 2> 변수들의기초통계량 변수 전체남자여자평균표준편차평균표준편차평균표준편차 로그시간당임금 수리등급 수학흥미 고교수학성적 남자 전문대 년제 대학원 경제경영계열 이공계열 전문직 기술직 사무직 서비스직 기능직 판매직 정규직 노조원 비평준화고 부-대졸 모-대졸 결혼 도시거주 n 높았으며, 특히, 수학과목에서부모의관심 (( 부모존재 26.5%)+ 부모최종학력 (26.3%)) 이재력 (28.9%) 을앞선다고밝혀한국학생의학업성취에부모의관심이지대함을보여주었다 ( 출처 : 세계은행, 교육불평등의국가별비교, 2015).

47 42 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 수학과목상위 30% 에해당하는비율은남자 40.4%, 여자 40.2% 로거의차이가없다. 4년제비율은남자 54%, 여자 56% 로여자가 2.0% 포인트높았고, 대학원은남자 1.5%, 여자 4.4% 로대학원진학률에서도여자가 2.9% 포인트높은현상을보였다. 23) 대학전공은경영경제계열에서남자 14.5% 여자 17.5% 로여자의비율이 3% 포인트많았고, 이공계열에서는남자 48.1%, 여자 16.1% 로남자가월등하게높아남녀간의대학전공분포의차이가뚜렷하게나타났다. 여자의고학력비율이높아졌지만대학전공선택에는여전히남녀간의편중이큰것으로나타난다. 직업분포에있어서는여자는사무직 (33.8%), 전문직 (16.3%), 서비스직 (11.6%) 종사자가많았고, 남자는기술직 (23.5%), 판매직 (13.7%) 종사자가많았다. 노조가입률 ( 전체 22.9%) 은남자가다소높고, 결혼비율은여자가높았으며, 부모의학력에서대졸부모를둔비율에서남자가높았다. 표본의남녀비교에서나타난두드러진특징은학생시절수학흥미나수학성적에서남녀차이는미미하지만대학전공및직업분포에서남녀간의차이가확대되고있다는점이다. 나. 임금함수추정결과최소자승법을이용하여식 (1) 의임금함수를추정하였다. 수학관련변수의효과를확인하기위해, 모형1에수능수리등급 ( 모형2), 수학흥미 ( 모형3), 고교수학성적 ( 모형4) 등을포함한총네가지모형에대해분석을시도하였다. < 표 3> 은전체표본에대한임금함수추정결과이다. 24) 분석결과로는첫째, 남녀임금결정방정식이동일하다는전제하에서남자더미변수를포함하여임금식을추정한결과, 남자는여자에비하여시간당임금기준으로평균 5.9% 높은임금을받는것으로나타났다. 모형에수리등급을포함하면 ( 모형 2) 성별계수는 5.6% 로다소감소하였다. 둘째, 수능수리1등급상승은시간당임금기준으로약 1.6% 의임금상승효과를보였다. 그러나고교수학성적은통계적유의성이발견되지않았다. 이는학교내신성적과수능시험간의차이때문인 23) 학력별수능수리점수는전문대평균 87.3 점, 대졸 98.4 점, 석사이상 점으로대체로상급학교진학자들의평균수리점수가높게나타나고있다. 24) 모형에가중치를사용하였다.

48 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 43 것으로볼수있다. 즉, 수능시험과내신시험간에는시험의문항수준, 범위, 유형등에서차이가있고, 내신성적보다는수능수리시험이보다포괄적인수리능력을평가하는시험이라고볼수있다. 25) 한편, 수학과목에의흥미는 8.5% 의임금상승효과를보였다. 수학흥미변수가임금상승효과로연결되는것에는수학에흥미를갖는사람이가지고있는다른특성에서나올가능성이높은것으로볼수있다. 즉, 수학을좋아하는것으로증명된학습능력이나논리력 추리력또는어려서부터지식의암기보다새로운것을습득하고받아들이는응용력, 태도등에서뛰어난능력을발휘할수있는잠재력이실현되고있는것으로추측할수있다. 26)27) 셋째, 학교유형별임금효과에서는대졸의경우 10.6%, 대학원은 25.9% 로학력이증가할수록임금상승률이높았고, 모형에수학변수를추가할경우 ( 모형 2) 학력효과가다소감소하였다. 넷째, 대학전공의임금효과는자연계열의수학및경영경제전공에서통계적유의성이발견되지않았지 25) 고교수학성적과수능수리시험성적은시험당일컨디션, 시험장소분위기등의환경적요인도있겠지만무엇보다도문항수준과유형에서차이가있다. 수능수리영역의평가는계산능력, 이해능력, 문제해결능력, 추론능력으로나누어져있는데, 이중문제해결능력과추론능력은여러단원의내용을종합적으로이해하고있을때풀수있다. 그러나학교수학시험은수능시험에비해시험범위가적고, 교과내용의지식과이해를활용하는개념위주의물음이많으며, 영역간통합적문항과사고력추론능력을측정하는문항은적어두시험이차이를갖는다고볼수있다. 26) 흥미 (interest) 는개인이관심을가지는대상및사물에대해주의, 집중, 개입, 정서가증가되는독특한동기적변인및심리적인상태로정의할수있다. 개인적흥미가정교화와정보수집, 비판적사고, 시간과노력의투입과같은심층인지전략과정 (+) 의관련이있음을밝혀지면서흥미는학습과성취에긍정적인영향을주는결정적인동기적변인으로인식되고있다 (Hidi, 2006; Pintrich & Schunk, 2002; Schiefele, 1998). 개인적흥미나능력이직업의특성과일치하기때문에직업을선택한다는직업특성이론에의하면고등학교청소년은자신의적성과흥미, 사회적현실에비추어직업을결정할수있는단계로서이시기의학생들의내적동기, 흥미는직업결정에영향을미치는주요한변인으로작용한다 ( 신희경외, 2005; 곽수란, 2006; 한경동, 2008). 특히, 수학교과흥미는자기조절, 자기효능감등에서타교과목에비해우수하였으며, 수학에흥미를가지게되면흥미가직접적으로가져오는긍정적인정서, 주의집중, 관여등이더크게작용하는것으로나타났다 ( 이현주외, 2007; 윤미선외, 2003). 결과적으로수학흥미는이공계열의진로설정과관련성이높고, 과제의선택, 과제를수행하기위해필요한인지및초인지전략의사용, 과제에대한끈기에긍정적인영향을주게되어목표추구및목표를향한자기조절에긍정적인영향을줄수있고, 생산성향상에긍정적인영향을주는것으로보인다. 27) 고교시절수학교과의흥미와임금을연계하여분석하고있는연구로는 Rendall and Rendall (2014) 참조.

49 44 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 만이공계열에서는 8.5~6.9% 의임금상승효과가있었다. 다섯째, 직업은전문 직, 기술직, 기능직에서임금상승효과를보였다. 이외에정규직, 노조가입에서 임금과통계적으로유의함을보였다. < 표 3> 임금함수추정결과 ( 전체표본 ) 상수항 변수명 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 계수 ( 표준오차 ) *** (0.0606) 수리등급 - 계수 ( 표준오차 ) *** (0.0657) ** (0.0080) 수학흥미 - - 계수 ( 표준오차 ) *** (0.0605) 계수 ( 표준오차 ) *** (0.0611) *** (0.0269) 고교수학성적 남성 전문대 4 년제 대학원 경제경영계열 이공계열 전문직 기술직 사무직 서비스직 기능직 ** (0.0297) (0.0414) *** (0.0364) *** (0.0834) (0.0383) *** (0.0323) *** (0.0508) ** (0.0483) (0.0438) (0.0602) *** (0.0505) * (0.0298) (0.0416) ** (0.0369) *** (0.0844) (0.0386) ** (0.0324) *** (0.0512) ** (0.0484) (0.0442) (0.0608) *** (0.0508) ** (0.0295) (0.0413) *** (0.0362) *** (0.0834) (0.0381) ** (0.0324) *** (0.0505) ** (0.0480) (0.0435) (0.0599) *** (0.0503) (0.0265) ** (0.0297) (0.0413) *** (0.0364) *** (0.0835) (0.0382) ** (0.0324) *** (0.0509) ** (0.0483) (0.0438) (0.0602) *** (0.0504)

50 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 45 < 표 3> 의계속 변수명 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 계수 ( 표준오차 ) 계수 ( 표준오차 ) 계수 ( 표준오차 ) 계수 ( 표준오차 ) 판매직 (0.0510) (0.0516) (0.0507) (0.0510) 정규직 *** (0.0339) *** (0.0340) *** (0.0337) *** (0.0339) 노조원 *** (0.0313) *** (0.0317) *** (0.0312) *** (0.0314) 비평준화고 (0.0283) (0.0286) (0.0281) (0.0283) 부 - 대졸 (0.0355) (0.0359) (0.0354) (0.0355) 모 - 대졸 (0.0503) (0.0506) (0.0500) (0.0503) 결혼 (0.0466) (0.0469) (0.0463) (0.0465) 도시거주 (0.0259) (0.0260) (0.0258) (0.0259) Adj R-Sq n 763 주 :( ) 표준오차. *** 는 1% 유의수준, ** 는 5% 유의수준, * 는 10% 유의수준에서통계적으로유의함. < 표 4>~< 표 6> 은 4년제표본의임금함수를추정한결과이다. 4년제표본에서성별임금효과는통계적으로유의하지않아대졸노동시장에서성별요인이중요하지않음을보였다. 한편, 수학관련변수의경우, 4년제에서수능수리1 등급상승은 2.4% 의임금상승효과를보이고, 수학흥미에서 10.8% 의임금상승효과가있는것으로추정되어 4년제에서수학관련변수의임금효과가더크게나타나고있다. 한편, 기준그룹이 4년제가되면서대학원의임금상승효과는다소감소하는결과를보였고, 직업변수에서는전체표본에비해전문직, 기술직, 사무직등의직업에서임금상승효과가큰것으로관찰되었다.

51 46 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 < 표 4> 임금함수추정결과 (4 년제 ) 상수항 변수 수리등급 - 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 계수 계수 계수 계수 *** (0.0769) *** (0.0867) ** (0.0105) 수학흥미 - - 고교수학성적 남성 대학원 경제경영계열 이공계열 전문직 기술직 사무직 서비스직 기능직 판매직 정규직 노조원 비평준화고 부 - 대졸 (0.0385) ** (0.0828) (0.0493) * (0.0422) ** (0.0668) ** (0.0654) * (0.0586) (0.0791) *** (0.0765) (0.0698) *** (0.0476) ** (0.0395) (0.0372) (0.0430) (0.0384) * (0.0831) (0.0493) (0.0421) *** (0.0666) ** (0.0652) * (0.0585) (0.0795) *** (0.0763) (0.0696) *** (0.0477) ** (0.0402) (0.0374) (0.0431) *** (0.0770) *** (0.0345) (0.0382) * (0.0825) (0.0489) (0.0421) *** (0.0661) ** (0.0648) * (0.0581) (0.0784) *** (0.0760) (0.0691) *** (0.0472) ** (0.0392) (0.0369) (0.0428) *** (0.0784) (0.0344) (0.0385) ** (0.0829) (0.0494) (0.0423) *** (0.0667) ** (0.0653) * (0.0586) (0.0790) *** (0.0765) (0.0698) *** (0.0476) ** (0.0396) (0.0372) (0.0430)

52 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 47 < 표 4> 의계속 모 - 대졸 결혼 변수 도시거주 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 계수계수계수계수 (0.0598) (0.0656) (0.0351) (0.0600) (0.0663) (0.0351) (0.0592) (0.0651) (0.0348) (0.0598) (0.0655) (0.0352) Adj R-Sq n 467 주 :( ) 표준오차. *** 는 1% 유의수준, ** 는 5% 유의수준, * 는 10% 유의수준에서통계적으로유의함. < 표 5>~< 표 6> 은 4년제남녀표본에대한임금함수추정결과이다. 먼저, 남자표본에서수학관련변수는임금효과의통계적유의성이없었고, 여자는수리등급과수학흥미가통계적유의성을보였다. 4년제여자의경우, 수리 1등급상승은 2.7%, 수학흥미는 10.4% 의임금상승효과가있는것으로나타남으로써여자의경우, 임금상승에수학관련요인의작용이더중요하게작용하였다. 학력변수에있어서는남자는대학원의경우 30% 이상의큰임금상승효과가있는반면, 여자는대학원학력에서통계적유의성이없었다. 직업에서남자는전문직, 기술직, 사무직의임금상승효과가통계적으로유의하였고, 여자는기능직에서임금상승효과가있었다. 이외에남녀모두정규직변수와노조변수가통계적으로유의하였다. 고교특성과관련하여남자는고교비평준화변수가통계적유의성을가졌지만임금과부 (-) 의관계를가져, 평준화효과에대해상반된논의가있는가운데본추정결과는비평준화지역에서의성적부진을지지하는것으로나타났다. 가족배경변수로부모의학력에서남자는모의대졸변수에서임금상승효과를갖는것으로나타났고, 한편여자는도시지역거주변수가통계적유의성을가졌다. 4년제임금결정요인에서남자는대학원학력과상위직의직업, 가족배경등의영향이유의하게작용하였고, 여자는수학관련변수, 기능직직업, 도시지

53 48 노동정책연구 2015 년제 15 권제 4 호 역거주등의변수가임금결정에유의한것으로나타났다. < 표 5> 임금함수추정결과 (4 년제 : 남자 ) 상수항 변수 수리등급 - 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 계수 계수 계수 계수 *** (0.1037) *** (0.1175) (0.0162) 수학흥미 *** (0.1052) (0.0520) 고교수학성적 대학원 경제경영계열 이공계열 전문직 기술직 사무직 서비스직 기능직 판매직 정규직 노조원 비평준화고 부 - 대졸 ** (0.1735) (0.0784) (0.0605) ** (0.1025) ** (0.0818) * (0.0823) (0.1624) (0.1174) (0.0931) ** (0.0758) * (0.0575) * (0.0559) (0.0615) ** (0.1747) (0.0785) (0.0608) ** (0.1027) ** (0.0819) * (0.0826) (0.1628) (0.1178) (0.0932) ** (0.0760) (0.0583) * (0.0564) (0.0618) ** (0.1741) (0.0783) (0.0604) ** (0.1023) ** (0.0816) * (0.0822) (0.1627) (0.1171) (0.0929) ** (0.0755) * (0.0573) * (0.0558) (0.0618) *** (0.1054) (0.0513) ** (0.1737) (0.0782) (0.0604) ** (0.1024) ** (0.0819) * (0.0825) (0.1620) (0.1172) (0.0928) ** (0.0759) (0.0578) * (0.0559) (0.0614)

54 수학에대한태도및수학실력이노동시장성과에미치는영향 ( 임찬영 ) 49 < 표 5> 의계속 변수 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 계수계수계수계수 모-대졸 * * * * (0.0809) (0.0815) (0.0807) (0.0808) 결혼 * (0.1099) (0.1099) (0.1104) (0.1098) 도시거주 (0.0519) (0.0523) (0.0519) (0.0518) Adj R-Sq n 245 주 :( ) 표준오차. *** 는 1% 유의수준, ** 는 5% 유의수준, * 는 10% 유의수준에서통계적으로유의함. < 표 6> 임금함수추정결과 (4 년제 : 여자 ) 상수항 변수 수리등급 - 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 계수 계수 계수 계수 *** (0.1083) 수학흥미 *** (0.1233) * (0.0144) *** (0.1078) ** (0.0475) 고교수학성적 대학원 경제경영계열 이공계열 전문직 기술직 사무직 (0.0957) (0.0624) (0.0603) (0.0938) (0.1302) (0.0858) (0.0959) (0.0628) (0.0614) (0.0939) (0.1301) (0.0859) (0.0952) (0.0618) (0.0617) (0.0929) (0.1290) (0.0850) *** (0.1116) (0.0467) (0.096) (0.0629) (0.0616) (0.0940) (0.1313) (0.0866)