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다름 석
5 years ago
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1 보험금융연구제 24 권제 4 호 ( ) pp 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 * - 기업의개인연금보험료지원효과를중심으로 - A study on the Determinants of Purchasing and Preserving the Private Pension -the effect of firm's subsidy for contribution on employee's private pension- 김재호 ** Jae-Ho Kim 국민연금제도는도입당시부터 저부담-고급여 의체제로이루어져기금의재정고갈이예견되었으며이를막기위해 1999년소득대체율을기존의 70% 에서 60% 로하향조정하였으며, 2007년에는 60% 에서 2008년에 50% 로인하하고이를다시매년 0.5%p씩내려최종적으로 2028년까지 40% 로낮추는연금개혁안이국회를통과했다. 문제는이러한계속된소득대체율인하에따라개인연금이나저축등민간노후소득대비의증가가따라주지못하고있다는점이다. 최근에이러한상황에대한대안으로독일의리스터연금 (Riester Pension) 과같은보조금이지원되는인증제연금제도의도입에대한목소리가높아지면서우리나라에도인증제보조금제도가도입이되면당연히개인연금가입과유지율이높아질것인지살펴볼필요가있다. 분석결과기업의개인연금보험료에대한보조금이주어졌을때개인연금가입에미치는효과는정태적으로는통계적으로유의한양의상관관계를나타냈지만, 동태적분석에서는통계적으로유의하지는않지만역시양의상관관계를나타내보조금의개인연금가입에미치는효과가존재하지않다고말할수없다. 이를통해독일의리스터연금과같은개인연금에대한인증제보조금은개인연금가입과유지에일정한효과가있을것으로전망된다. 국문색인어 : 개인연금, 보조금, 상태의존성한국연구재단분류연구분야코드 : B * 본논문은박사학위논문의일부분을수정한연구로유익한지적을해주신익명의학회지심사위원들께감사드립니다. ** 한국보건사회연구원초빙연구위원 (ksud71@kihasa.re.kr) 논문투고일 : , 논문최종수정일 : , 논문게재확정일 :

2 4 보험금융연구제 24 권제 4 호 I. 서론 최근우리사회가저출산과높은기대수명으로인한인구고령화에대한관심이 높아지면서노후소득보장에대한관심도함께높아지고있다 년출범한새 정부에서도만 65 세이상전체노인의 70% 에게지급되는기초노령연금의수혜 폭을확대하겠다는공약과관련하여많은논의가이루어지고있고지난 3 월말 에는 3 차국민연금장기재정전망 1) 이발표되면서다시한번국민연금의기 금고갈의시기와대안에대한논의가이루어지고있다. 국민연금과관련하여급여, 기여그리고지속성은국민의적절한노후소득보장 을위한핵심전략으로노후에필요한충분한급여를제공하고, 가입자에게부담 이되지않는수준의기여, 그리고향후초고령사회에대비하여지속가능한노후 소득방안을마련하는것이다. 하지만이들은어느한가지를선택하면나머지가 유지되기어려운 3 각구조를이루고있다. 결국정책당국자가 3 각구조를유지하 면서이런문제점을해결하는방법은다른제도들과의연계를통해문제를해결 하는것이다. 그것이선진국에서오래전부터운영해오던다층노후소득보장체계 이다. 우리나라도노후의삶의질을유지할수있도록 1988 년국민연금제도, 1994 년개인연금제도, 그리고 2005 년에퇴직연금제도를순차적으로도입함으로써선 진국과같은다층노후보장체계를구축하였다. 우리나라의국민연금제도는도입당시부터 저부담 - 고급여 의체제로이루어 져국민연금기금의재정고갈이예견되었으며이를막기위해보험료인상과급여 삭감의모수적개혁의필요성이계속요구되었다. 따라서 1988 년제도도입기에 3% 의보험료부담과 70% 의소득대체율에서보험료는 5 년마다 5%p 씩인상하도록 하여 1998 년 9% 의보험료를부담하게되었다. 소득대체율은 1999 년기존의 70% 에 서 60% 로하향조정되었으며, 2007 년에는 60% 에서 2008 년에 50% 로인하하고이를 다시매년 0.5%p 씩내려최종적으로 2028 년까지 40% 로낮추는연금개혁안이국회 1) 장기재정전망결과국민연금은현행제도를유지할경우적립기금은 2043 년까지계속증가하여최대 2,561 조원 ( 경상가기준 ) 에이른후, 인구고령화등으로 2044 년이후부터수지적자가발생하여, 2060 년에적립기금이소진될것으로전망했다 ( 보건복지부, 2013).

3 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 5 를통과했다. 그결과기금의지속성을위해계속된보험료인상과소득대체율인하에따라공적연금의존재의의미가약해지고있으며감소된소득대체율을보충하기위해개인연금이나퇴직연금등의사적연금부분의역할이중요해지고있다. 하지만, 개인연금이나저축등사적노후소득방안들이그역할을따라주지못하고있다. 더구나개인연금은정상재의성질 2) 을가지고있어경제적으로여유가있는고소득계층은줄어든소득대체율을보충하기위해개인연금이나저축등을증가시킬수있겠지만, 유동성제약에빠져있는저소득층은급여가삭감되더라도개인연금이나저축증가를가져오지못해장수리스크 (longevity risk) 에노출될가능성이높다. 특히, 50세이상 60세미만의중고령기의가구주는곧다가올은퇴를대비하여소득대체율하락에대해개인연금이나기타저축을늘려야하지만, 이시기는생애주기상자녀의대학학비, 결혼이발생하는시기로막대한목돈이필요하다. 따라서이들은상당한유동성제약을갖게되어개인연금이나노후대비저축이늘어나지않을것이며, 이는은퇴후에도노인들간에소득격차가심화될것으로전망된다. 최근에이러한상황에대한대안으로독일의리스터연금 (Riester Pension) 과같은보조금이지원되는인증제연금제도의도입에대한목소리가높아지고있다. 하지만우리나라에도독일과같은인증제보조금제도가도입될경우, 당연히개인연금가입과유지율이높아질것인지장담할수없으며따라서이를살펴볼필요가있다. 본연구에서는기업이근로자에게개인연금보험료를지원할경우근로자가개인연금을가입할것인지자료를통해분석한다 3). 기업이근로자에게 2) 정상재 (normal goods) 란소득이증가함에따라수요가증가하는재화의성질을의미하며이는고소득계층의개인연금가입경향이높음을의미한다. 김재호 (2011) 에서국민연금연구원에서제공하는 국민노후보장패널 을가지고이에대한검증으로실시한경상소득에따른개인연금가입여부에대한로짓회귀분석결과경상소득의대수값의계수가 0.731*** 으로 1% 수준에서유의하게양의상관관계를나타내개인연금이정상재성질을가지고있음을확인할수있었다. 3) 사내근로복지기금법 제 14 조및동법시행령제 19 조에따르면, 근로자의재산형성및생활원조차원에서직원들을수혜자 ( 피보험 ) 로하는직장인단체보험 ( 보장성 ) 또는개인연금 ( 신탁 ) 의가입지원을정관에규정한다면사내복지기금으로개인연금보험료를지원할수있다. 사내복지기금으로제공되는개인연금보험료는근로자에게소득으로간주되지않아소득세대상에서제외되고연말정산시개인연금납입금에대한소득공제를

4 6 보험금융연구제 24 권제 4 호 개인연금보험료를지원한다고해서모든근로자들이개인연금을가입하는것은아니다. 먼저, 기업은근로자들에게보험료지원의자격을제공하고근로자가개인연금을가입했을때에만개인연금보험료지원을받을수있다. 본연구에서는인증제연금제도의필요성을논의한기존의연구들과달리첫째, 실증분석을통해기업에서근로자들에게사내복지차원에서근로자들에게제공되는개인연금보험료지원이개인연금가입에영향을미치는지분석해보았다. 둘째, 개인연금은장기적계약의속성을갖고있어현재의개인연금가입결정이전기의가입여부에따라결정되는상태의존성을통제하여순수한보조금의효과가존재하는가를검증한다. 셋째, 개인연금가입에있어중요한개인적요인으로작용하지만관측이되지않는변수들의효과를살펴본다 4). 이를위해본연구에서는한국노동연구원에서제공하는 한국노동패널조사(Korean Labor & Income Panel Study: KLIPS) 4차-11차자료를이용하고분석모형으로동태적확률효과프로빗모형 (dynamic random effect probit model) 을사용하여개인연금가입의동태적결정요인을분석한다. 본연구의구성은 Ⅲ장에서개인연금과관련된선행연구들을살펴보고 Ⅳ장에서는분석에서사용된자료와기술통계를살펴본다. Ⅴ장에서는동태적확률효과프로빗모형에대한설명을제시하고, Ⅵ장에서는기업의개인연금보험료지원이근로자의개인연금가입에미치는효과를정태적분석과동태적분석으로나누어살펴본다. 끝으로 Ⅶ장에서이상의연구결과를요약하고정책적시사점을제시한다. 받을수없다. 또한회사의경우사내근로복지기금으로출연하여지정기부금으로손비인정시법인세가절감되는효과가있다. 따라서회사는사내근로복지기금을조성하여근로자에게개인연금보험료를지원할유인이높다. 일반적으로기업의보험료지원은근로자와 50:50 으로매칭으로이루어질수도있고전액사내복지기금으로제공될수도있다. 또한근속년수등합리적인기준에따라근로자에대한수혜조건등을두는것은법령및사회상규에반하지않는적정한범위내에서가능하며차등의근거와구체적인기준은정관또는정관의위임에의한별도의규정에따라구체적으로정해야한다. 4) 즉기대수명, 시간선호율, 위험기피도등주관적인미관측된개인들간의이질성이적절히통제되지않는다면, 모수의추정치는하향편의를하는경향이있다.

5 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 7 II. 독일의리스터연금제도 (Riester Pension) 독일은 1932 년이미고령화사회에진입한다음, 1972 년에는선진국중에서가장 빠르게고령사회에진입했으며, 2008 년에는초고령사회에진입했다. 따라서안정 적인노후소득보장을위한독일의노후소득보장시스템은공적연금, 퇴직연금, 그 리고개인연금의 3 층구조로구성되어있다. 다른국가들처럼독일도인구구조의 변화로공적인부과방식의연금 (pay-as-you-go pension) 의지속성을중요한문제 로인식하면서공적연금의관대함을줄이기위한제도개혁들이단계적으로이루 어졌다 년에는급여수준의하향조정, 연금지급개시연령의상향조정등을골 자로한연금개혁이이루어졌으나인구고령화와함께통일에따른비용부담가 중, 경기침체에따른높은실업률등으로연금재정이악화되면서공적연금의소 득대체율은점차적으로인하하게되었다. 그결과 2040 년에는 2010 년보다평균소 득대체율이대략 18% 가줄어들것으로예상된다. 이는현세대의노인과미래세대 노인들의노후소득의차이를가져오게되었다. 이에 2001 년이후의공적연금급 여가삭감됨에따라연금결손분을보충해주기위해퇴직연금과개인연금의역할 을강조하고활성화시키는정책들을시행하게되면서독일의노후소득보장체계 는사적연금이공적연금과함께노후소득보장시스템의중심이되었다. 리스터연금 (Riester Pension) 은독일연방금융감독청이인증한개인연금에대해 정부보조금과세제지원이이루어지는사적연금활성화정책으로 5), 중산층이하저 소득계층등의개인연금가입을확대하고노후소득보장기능을강화시키고있다. 리스터연금은가입이자발적이지만상당한보조금이지급되는독일의사적연금 으로인구고령화에따른부과방식 (PAYG) 의공적연금의관대함을점차줄여나가 는과정에서발생하는연금갭 (pension gap) 을보충하기위해설계되었다. 특히, 유 동성제약으로개인연금에가입하지못하는저소득층과중하위층의공적연금가 입자와그배우자를대상으로개인연금가입과유지를늘리기위한제도로서정부 5) 2001 년에제정된 노후재산형성보완법 (altersvermögenergänzungsgesetz: Retirement Saving Supplementary Law) 을통해도입되었으며, 연금명은전노동부장관인 Walter Riester 에서유래되었다.

6 8 보험금융연구제 24 권제 4 호 가매칭형식으로보조금이지급됨으로써상당한저소득층의가입과유지가이루어지고있다. 2002년리스터연금이시작되면서부터보조금의확대가단계적으로이루어졌으나정부의예산제약으로 2008년에보조금확대가끝이났다. 보조금을 100% 로받기위해지불해야하는연금보험료는 2002년총소득의 1% 에서 2008년에 4% 로높아지면서기본보조금이 38유로에서 154유로로증가했다. 아동보조금역시 46유로에서 185유로로증가했다. 마지막으로리스터연금이제공하는세제혜택은최대 525유로까지소득공제가가능했으나 2008년에는 2100유로까지확대되었다. < 표 1> 리스터연금이제공하는유인수단 ( 단위 : %, 유로 ) 연도 최대보험료 ( 총소득의비율 ) 기본보조금 아동보조금 최대소득공제 / , , ,100 리스터연금의다양한유인책으로인해제도가도입된 2002년첫해에약 1.4백만이가입했으나가입자격이복잡하여 2003, 2004년에는다소정체를보이지만 2005년제도를단순화하면서급속히성장하여 2008년까지약 12백만까지혜택을보게되었으며 2010년에는약 14백만이상이가입하고있다. III. 선행연구 개인연금가입결정요인을살펴본연구로전승훈 임병인 강성호 (2006) 는국민 연금가입자일수록, 저축성보험납입액이많을수록, 경제활동상태가취업인상태 로지속될수록, 저축목적이노후대비일수록, 개인연금의신규가입또는유지가능

7 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 9 성이높아지나, 가구주의연령이높을수록중도탈퇴또는가입하지않을가능성이높아진다고주장했다. 여윤경 이남희 (2012) 는개인연금의수요는교육수준과직업과같은사회경제적지위수준이높고퇴직금과금융자산과같은유동성자산이많은집단, 그리고노후를위해저축을하고있으며국민연금자산수준이높은집단이개인연금을보유할가능성이더높았지만기타변수들을통제한상태에서연령, 비금융자산이나소득, 부채액수는개인연금보유가능성에유의한독립적인영향을미치지못했다고제시했다. 개인연금과공적연금의관계를중심으로살펴본전승훈 임병인 (2008) 은공적연금과개인연금과의관계를중심으로살펴본결과공적연금자산의증가가개인연금을통한저축행위를위축시키거나, 반대로공적연금자산규모의감소가개인연금을통한저축행위를활성화시키는효과를발견하지지못했다고보고하고있다. 이처럼공적연금에가입했더라도개인연금을추가로가입하는이유에대해양재환 여유경 (2010) 은국민연금을가입한경우라도개인연금에가입하는것이그렇지않은경우보다효용가치가증가되었으며, 그가치는은퇴자산이많거나상속동기의강도가낮은경우보다크게나타났다고보고하고있다. 반면, 김재호 (2011) 는국민연금소득대체율의감소라는정책효과에대해 1분위와 2분위는유의한값을나타내지못했지만 3분위해당하는경제주체들은오히려개인연금보험료를감소시키는반면상대적으로소득이높은 4분위에서는개인연금보험료를증가시켰다고제시했다. 국민연금의재정적부담과관련하여대안적인개인연금형태의도입을주장한연구로장동한 (1996) 은향후국민연금의재정부담문제를개인구좌제도도입을주장했으며, 김원섭 강성호 (2008) 는 2007년국민연금개혁으로국민연금의재정안정화문제는상당부분해결되지만급여수준인하로향후노인빈곤을비롯한노후소득보장은문제시될수있을것이라고예상하고이러한문제를해결하기위해독일과영국의사례를검토하고우리나라에인증제개인연금의도입을주장했다. 인증제개인연금도입의효과로적극적인재정지원은개인연금의포괄범위를확대시키는데기여할것이며특히, 정액의현금보조금은저소득층의보험료부담을

8 10 보험금융연구제 24 권제 4 호 경감시켜저소득층의개인연금가입을확대할수있을것이라고주장했다, 또한이미실시된연금개혁으로인한국민연금급여삭감을상당부분보충하여다층노후소득보장체계의실질적구축에기여할수있을것이라고기대했다. 또한조재훈 양성문 (2013) 은마르코프사슬모형으로생성된미래가구소득을바탕으로, 정부지원개인연금도입에의한실질소득대체율과노인빈곤율을추정하였다. 분석결과 2015년부터정부지원개인연금이도입될경우, 상대적으로젊은미래의국민연금가입자들이상실하게되는소득대체율이 7.5%~9.4% 까지보완되어, 모든연령에서실질소득대체율은최소납입을가정할경우 26.8%, 완전납입을가정할경우 39.4% 수준으로평준화시키는역할을할것으로기대했다. 또한노인빈곤율은국민연금만을노후소득으로가정할경우 61%~80% 사이에서형성되고정부지원개인연금이추가적인노후소득을보장할경우 28%~33% 수준으로 2041년 ~2050 년기간동안 65세이상최저생계비미만소득의빈곤한노인인구를평균적으로 33%p~47%p 정도줄여줄것으로기대하며, 정부가지출하는노인빈곤층복지비용을상당부분감소시킬수있다고주장했다. IV. 자료및기술통계 1. 자료설명본연구에서는한국노동연구원에서매년조사하여발표하는 한국노동패널조사 (Korean Labor & Income Panel Study: KLIPS) 4차-11차자료를사용하였다. 한국노동패널조사는비농촌지역에거주하는한국의가구와가구원을대표로하는패널표본구성 (5,000가구에거주하는가구원 ) 을대상으로 1년 1회경제활동및노동시장이동, 소득활동및소비, 교육및직업훈련, 사회생활등에관하여추적조사하는종단면조사 (longitudinal survey) 이다. 특히, 만 15세이상의가구원을대상으로국민연금을비롯한사회보험과개인연금가입및보험료와관련된조사

9 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 11 가함께이루어져개인연금가입결정요인을연구하기에가장적합한자료이다. 본연구에서사용된종속변수는개인연금가입여부이며, 작년한해의개인연금가입여부 와 작년한해의월평균개인연금보험료 가개인별조사가아닌가구단위조사로이루어지기때문에개인연금의실제가입자가가구원중에누구인지알수가없어개연연금의가입자는가구주라고잠재적으로가정하여가구주와개인연금가입간의관계를살펴본다. 개인연금가입판정기준은저축을하지않거나저축액이 0 또는개인연금미가입자라고응답한경우개인연금미가입자로분류하였다. 독립변수는가구주성, 연령, 학력, 가구원수, 거주지, 주거부동산자가여부, 주거용외부동산소유여부, 고등학생이하자녀수, 저축의목적, 배우자유무, 공적연금가입여부, 전기의개인연금가입여부, 그리고개인연금보험료지원자격이다. 50 세이상부부중에경제활동참가자는주로남편이며, 남성은가계의가구주로서주된결정권자, 유교적전통에따른가장으로서주된결정권자이기때문에노후소득준비가남편중심으로이루어질가능성이높다. 그리고정부의세제지원이근로소득자를대상으로이루어지기때문에근로를하고있는남편을중심으로개인연금가입이이루어질것이기때문에성별을포함한다. 고등학생이하자녀의유무는우리나라가계의특성상은퇴준비기에고등학생자녀나대학생자녀가존재하면남편이나아내를위한소비보다자녀를위한교육투자에사용되어노후소득대비저축이감소할것이기때문이다. 더불어연령이높을수록특히 40, 50대에서개인연금가입이낮을것이다. 학력이높을수록노후소득대비의필요성을높게인식할가능성이높고더불어소득이높아개인연금가입의능력도높아학력이높아질수록개인연금의가입가능성이높아질것이다. 가구원수가많은경우가족의생계에들어가는비용이많이들고가족이일종의보험역할을하면서개인연금의가입가능성이낮을것이다. 거주지가도시보다농어촌에거주할수록연령대가높아개인연금가입가능성이높을것이다. 그리고주택을소유하거나비주거용부동산을가지고있는사람들이경제적으로여유가있어개인연금가입의가능성이높을것이다. 저축의목적이노후소득대비인경우기타목적에비해개인연금가입의가능성이높을것이다. 배우자가존재할경우노후필요경비가높기때문

10 12 보험금융연구제 24 권제 4 호 에개인연금가입의가능성이높을것이다. 공적연금을가입하고있을경우연금에대한수요가일부채워지기때문에개인연금을가입할가능성이낮다. 하지만공적연금가입자들은노후소득대비의필요성을잘알고있으면서공적연금의삭감을인식하고있기때문에개인연금가입의가능성이더높을수있다. 끝으로회사의개인연금보험료지원이있을경우개인연금가입의가능성이높을것으로보인다. 분석기간을개인연금가입과월보험료관련질문이 4차부터조사되기때문에 2001년 (4차) 부터 2007년 (11차) 까지로한다. 본연구의분석기간을 11차까지로한정한이유는첫째, < 표 2> 에서처럼 7차이후기업의개인연금보험료지원이점차줄어들어보조금의효과의희석시킬수있기때문이며, 둘째, 본연구에서사용된동태적분석은균형패널을사용하기때문에자료가길어질수록표본추출의편의가있을수있기때문이다. 분석대상은회사의개인연금보험료여부를반영하고국민연금가입등에대한조사가임금근로자만을대상으로이루어지기때문에임금근로자만을대상으로한다 6). 소득, 소비, 저축, 개인연금관련자료들이작년한해를기준으로설문이되어연속된 2개차수의자료를병합하여사용하였으며그결과 2001년부터 2007년까지조사가연구에사용되었다. 그결과본연구에서사용된총표본은 2001년부터 2007년까지모두응답한 346가구로총표본의크기는 2,422(346 7) 개이다. 2. 기술통계 < 표 2> 의각연도별보조금지급과개인연금가입현황을살펴보면, 2001년보조금지급을받는임금근로자의비율이 37% 에서 2004년 23% 로꾸준히감소하고 2005 년 10% 로급격히감소한이후, 다소증가했지만여전히낮은수준으로 2007년에 15% 에달하고있다. 개입연금가입은 2001년에보조금지원이없을경우 32% 가가 6) 노동패널에서 3 차부터 6 차까지는전체가구원에대해서국민연금가입여부에대한조사가이루어졌으며, 임금근로자에대해서는 2 차부터 11 차까지조사가되고있으며비임금근로자에대한조사는 11 차에서실시되었다.

11 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 13 연도보조금미가입가입전체 < 표 2> 각연도별보조금지급과개인연금가입현황 미지원 지원 미지원 지원 미지원 지원 미지원 지원 미지원 지원 미지원 지원 미지원 지원 149 (0.68) 68 (0.53) 178 (0.76) 73 (0.66) 193 (0.79) 64 (0.63) 196 (0.73) 62 (0.79) 223 (0.72) 20 (0.56) 226 (0.76) 28 (0.58) 242 (0.82) 36 (0.69) 69 (0.32) 60 (0.47) 57 (0.24) 38 (0.34) 52 (0.21) 37 (0.37) 72 (0.27) 16 (0.21) 87 (0.28) 16 (0.44) 72 (0.24) 20 (0.42) 52 (0.18) 16 (0.31) 218 (0.63) 128 (0.37) 235 (0.68) 111 (0.32) 245 (0.71) 101 (0.29) 268 (0.77) 78 (0.23) 310 (0.90) 36 (0.10) 298 (0.86) 48 (0.14) 294 (0.85) 52 (0.15) ( 단위 : 명 ) 입을했고보조금지급이있는경우는 47% 가개인연금에가입을했다. 이처럼 2003년까지는보조금이지급되는경우의개인연금가입률이더높게나타났다. 하지만 2004년에는지원을받는임금근로자들의개인연금가입비율이 21% 로지원을받지않는개인연금가입자비율 27% 보다낮게나타났다. 2005년부터는보조금

12 14 보험금융연구제 24 권제 4 호 지원을받는비율이줄어들었지만개인연금가입자의비율은보조금을받지않는개인연금가입자의비율보다높게나타났다. 이는 2003년신용대란으로가계경제가힘들어지면서 2004년에보조금지원자격이주어졌더라도개인연금가입자의비율이지원을받지않는개인연금가입자의비율보다급격히떨어졌으며이후사용자와근로자간의합의에따라기업복지차원에서제공되던개인연금보험료지원이줄어들면서 2005년부터개인연금보험료에대한보조금을받는임금근로자의비율이급격히줄어들었다. 기업의근로자개인연금보험료지원에따른개인연금가입의변화를동태적으로살펴보기위해기업의개인연금보험료지원여부별근로자의개인연금가입의이행확률을살펴본다. < 표 3> 을통해기업이개인연금보험료를지원하지않을때와비교해서지원을했을경우로나누어살펴보면먼저, 지원이없는경우전기에미가입했던근로자가계속미가입상태를유지하는비율이 88.35% 로보조금지원을받는근로자가전기에미가입에서다음기에계속미가입하고있는비율로 83.14% 보다다소높게나타났다. 하지만지원이없을경우전기에미가입했지만다음기에가입한근로자의비율은 11.65% 로지원이있을경우미가입에서가입한 16.86% 보다낮게나타나지원이있는경우신규가입에긍정적효과가있는것으로나타났다. 또한지원이없을경우전기에가입했지만다음기에미가입하는해지근로자의비율은 42% 에서지원이있는경우는 40% 로다소줄어들었다. 또한지원이없는경우전기에가입했으며다음기에도가입하고있는개인연금유지근로자의비율은지원이없을경우 58% 에서지원이있을경우 60% 로다소증가해 < 표 3> 지원여부별개인연금가입의이행확률 미지원 지원 미가입가입미가입가입 미가입 1, (88.35) (42.0) (83.14) (40) 가입 (11.65) (58.0) (16.86) (60) 합계 1,

13 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 15 지원이개인연금해지를줄이고유지를강화하는긍정적효과가있는것으로나타났다. 이처럼개인연금은장기적인계약을통해이루어지기때문에현재개인연금가입결정에전년도의개인연금가입상태가영향을줄수있다. 따라서각변수들과함께전년도의개인연금가입상태를포함하여상관분석을실시한결과현재의개인연금가입결정은전기의개인연금가입상태와 의상관계수를통계적으로유의한수준에서나타내개인연금가입의높은상태의존성이존재하고있었다. < 표 4> 상관분석 개인연금가입 개인연금가입 1 전기개인연금가입 보험료지원 전기개인연금가입 * 1 보험료지원 * * 1 주 : * 는 95% 수준에서유의. 상관분석에이어 < 표 4> 를통해개인연금가입여부에따른개인들의특성을살펴보자. 먼저, 미가입자들은 16% 가전기에개인연금에가입을한반면가입자들은 65% 가전기에도가입을하여전체적으로는 29% 가전기에개인연금에가입하고있었다. 보조금지원은미가입자들은 20% 가지원을받을자격을갖고있었으며가입자들은 31% 가자격을가져전체적으로는 23% 가자격이주어졌다. 가구주성은개인연금가입이좀더높은남성비중을차지하고있으나개인연금가입여부를떠나대부분남성이 97% 의높은비중을나타냈다. 가구주의연령은가입자가 41.31세보다미가입자가 43.36세로다소높게나타났다. 가구주학년은미가입자의 12.76년보다가입자는 13.96년으로더높은학년을나타내고있다. 배우자유무에대해서는 93% 가배우자가존재한다고응답해별로차이가없었다. 가구

14 16 보험금융연구제 24 권제 4 호 원수는미가입자의 3.81명보다가입자가 3.77명으로다소더적은가구원수를갖고있는것으로나타났다. 하지만고등학생이하자녀수에서는미가입자의 1.24명보다가입자들이 1.42명으로고등학생이하자녀를더많이있는것으로나타났다. 이는고등학생이하자녀가있으면교육에대한투자비용이늘어부모의노후소득준비가더힘들것이라는주장과대치되는양상이다. 거주지는미가입중에 54% 가시에거주하고가입자들의 46% 만이시에거주하여도에거주하는사람들이많았다. 주택소유여부에서는 69% 가주택을소유해두집단간의큰차이가나타나지않았다. 그러나미가입자의 21% 만이비주거부동산을소유하고있지만가입자는 31% 가비주거부동산을소유하는것으로나타났다. 저축의목적으로노후소득준비라고응답한비율은미가입자의 47% 보다가입자들이 60% 로더많았다. 공적연금가입비율은비가입자는 82% 가가입하고있고가입자는 88% 가공적연금에가입하고있는것으로나타났다. 자산은개인연금미가입자가 2,608만원으로가입자의 3,967만원보다월등히더낮은것으로나타났다. 하지만부채는가입자의 3,738만원보다미가입자가 4,343만원으로더높은부채를가지고있다. 월경상소득은미가입자는 2,902만원으로가입자의 3,348만원보다현저히낮게나타났다. 월저축액도미가입자는 76만원으로가입자의 124만원보다상당히낮았다. 또한가입자의월평균개인연금보험료는 22만원으로나타났다.

15 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 17 전기개인연금가입 보조금지원여부 가구주성 가구주연령 가구주학년 배우자유무 가구원수 고등학생이하자녀수 거주지 주택소유 비주거부동산소유 저축의목적 공적연금가입 자산 부채 경상소득 월저축액 월개인연금보험료 < 표 5> 2001 년 ~2007 년개인연금가입별균형패널의기술통계 전체미가입가입 0.29 (0.45) 0.23 (0.42) 0.97 (0.17) (8.24) (3.22) 0.93 (0.25) 3.80 (0.96) 1.29 (0.93) 0.52 (0.50) 0.69 (0.46) 0.24 (0.43) 0.51 (0.50) 0.83 (0.37) ( ) ( ) ( ) (154.51) (23.94) 0.16 (0.37) 0.20 (0.40) 0.97 (0.17) (8.51) (3.37) 0.93 (0.25) 3.81 (0.99) 1.24 (0.95) 0.54 (0.50) 0.69 (0.46) 0.21 (0.41) 0.47 (0.50) 0.82 (0.39) ( ) ( ) ( ) (123.10) 0.65 (0.48) 0.31 (0.46) 0.98 (0.15) (7.27) (2.60) 0.94 (0.24) 3.77 (0.87) 1.42 (0.84) 0.46 (0.50) 0.67 (0.47) 0.31 (0.46) 0.60 (0.49) 0.88 (0.32) ( ) ( ) ( ) (212.88) (23.94) 관측치 2,422 1, 주 : 4 차부터 11 차까지의균형패널자료를통합하여측정.

16 18 보험금융연구제 24 권제 4 호 V. 분석방법 7) 개인의미관측된이질성과개인연금가입의상태의존성을고려하여기업의개인연금보험료지원이개인연금가입에미치는효과를살펴보기위해동태적확률효과프로빗모형 (dynamic random effects probit model) 을사용한다. Stewart(2005) 에따르면, 동태적확률효과프로빗모형은결과확률이전기의결과에영향을받는경우를가정한모형으로잠재종속변수의방정식은다음과같다. (1) 는잠재변수이고 는외생적으로주어지는설명변수, 는관측되지않은 개별확률효과를나타내며, 는무작위오차항으로설명변수와독립적이고 을따라분포하는것으로가정된다. 관측된이항결과변수는다음과같이 정의된다. if (2) 은시간간독립적이고, 가개인별로는상이하지만시간에따라변하지않기때문에오차항의합 ( ) 은시간에따라상관관계를갖는다. 즉개인별두오차항간의상관관계는식 (3) 과같이정의되고이는설명할수없는전체분산중에서관찰할수없는이질성의분산이차지하는비율을나타내며크기가클수록미관측된이질성을고려하지않은모형의편의가크게나타난다. 7) 확률효과동태적프로빗모형에대한이론적인설명은 Stewart(2006) 의내용을요약정리한김재호 (2013) 에서재인용했다.

17 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 19 (3) 이러한생략된개인별이질성의존재는개별효과에서 초기조건문제 (initial condition problem) 를발생시켜표준적인확률효과프로빗에서는일치하지않는추정을가져온다. Heckman(1981) 은초기조건문제를해결하기위해 가외생적으로주어졌을때, 개인 에대한관측된이항연속 (binary sequence) 의결합확률 (joint probability) 은다음과같이가정했다. 극대화할우도함수 (likelihood function) 를도출하면다음과같다. 는개인별이질성 (individual-specific heterogeneity)( ) 의분포함수로 서 는정규분포를따르고 가된다. 에대한적분법은가우 시안 - 허미트구적법 (Gaussian-Hermite quadrature) 을이용하여풀수있다. VI. 실증분석결과 기업의개인연금보험료지원이개인연금가입에미치는영향을살펴보기위해 정태적분석으로개인연금가입의전기상태를포함하지않는통합프로빗 ( 모형 1) 과확률효과프로빗모형 ( 확률 2) 을분석한다. 동태적분석은전기의개인연금가입

18 20 보험금융연구제 24 권제 4 호 상태를포함하는통합프로빗모형 ( 모형 3), 확률효과프로빗모형 ( 모형 4) 그리고개 인들간의이질성을고려한동태적확률효과프로빗모형 ( 모형 5) 으로나누어분석 을실시한다. 1. 정태적분석먼저정태적분석을실시하고이를동태적분석결과와비교해본다. < 표 6> 의정태분석결과를살펴보면, 모형1과모형2에서기업의개인연금보험료지원이각각 0.178, 0.190으로개인연금의가입에통계적으로유의하게양의부호를나타내개인연금보험료지원이개인연금가입에긍정적인효과가있는것으로나타났다. 모든자료를통합하여분석한 pooled probit인모형1에서는가구주성별, 가구주연령, 가구주의배우자유무, 주거형태, 부채는통계적으로유의한값을나타내지못했다. 통계적으로유의한변수들을중심으로설명하면다음과같다. 가구주의교육연수는유의하게양의부호를나타내교육연수가높을수록개인연금가입이높게나타났다. 이는학력이높을수록소득이높아져유동성제약이낮아지고금융상품에대한지식이높아지고금융상품에대한수요가높아지기때문에개인연금에대한수요가높은것으로해석할수있다. 또한가구원수의경우가구원수가높으면개인연금가입의가능성이낮아지지만 18세미만자녀수가많으면개인연금가입가능성이높아지는것으로나타났다. 이는가족은일종의비제도적인보험장치로노후를대비한보험역할을하는동시에가구원수가많으면필요한생활비가높아져개인연금가입가능성이낮아지는것으로볼수있다. 또한 18세미만의자녀가있는가구원은상대적으로연령대가낮은가구주로서이들의경우노후대비수단으로개인연금을선호하는것으로해석할수있다. 또한거주지가시보다도에거주할수록, 거주목적이아닌부동산을소유할수록, 그리고저축의목적이노후대비일수록개인연금가입가능성이높게나타났다. 시보다도에거주할수록노후준비에대한관심이높기때문에그리고비거주부동산의소유는경제적으로여유가있는계층으로개인연금가입을구축시키지않는것으로해석할수있다.

19 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 21 하지만공적연금가입은통계적으로유의성이낮기는하지만개인연금의가입을구축하는대체효과가있는것으로나타났다. 또한금융자산이많을수록개인연금의가입의가능성은높게나타났다. 이는금융자산이많다는것은개인연금과같은금융자산에대한수요가높기때문이다. 하지만경상소득은개인연금가입에가능성을음의효과를나타냈다. 하지만월저축액은가장크게개인연금가입에양의효과를나타냈다. 저축액이높다는것은금융상품에대한수요가높다는것을의미하고이는개인연금의가입가능성을높이는효과가있다. 개인들간의이질성을통제하기위해사용된패널자료분석모형인모형2에서는개인연금보험료지원이개인연금가입의가능성을높여주지만가구주의성별, 가구주의연령, 배우자유무, 가구원수, 18세미만자녀수, 거주지, 주거형태, 공적연금, 금융자산, 부채에서통계적으로유의한값을나타내지못했다. 통계적으로유의한변수들중에서가구주의교육연수, 비거주부동산소유, 저축목적이노후대비, 그리고월저축액은모형1에서처럼개인연금가입가능성을높였으며경상소득도음의효과를나타냈다. 이상의결과는전승훈외 (2006) 의결과와비교하면가구주의연령이통계적으로유의하게음의부호를나타냈고국민연금가입, 저축목적이통계적으로유의하게양의부호를나타냈으며경상소득, 순금융자산, 적금납입액, 저축성보험납입액은통계적으로유의하게양의부호를나타냈으나그크기가아주미약하게경제적으로유의미하지는못했다. 동일한자료를사용했음에도전승훈외 (2006) 의결과와이런차이를보이는이유는본연구는균형패널자료를구성하고분석대상을임금근로소득자를대상으로한반면, 전승훈외 (2006) 는 2003년횡단면자료를사용하여비경제활동인구까지확대한결과의차이이다.

20 22 보험금융연구제 24 권제 4 호 < 표 6> 개인연금보험료지원의개인연금가입에미치는정태적효과 변수 Pooled probit RE probit ( 모형1) ( 모형2) 전기개인연금가입 - - 개인연금보험료지원 0.176*** 0.190** [0.0579] [0.0950] 가구주성별 [0.215] [0.550] 가구주연령 [0.0461] [0.0809] 가구주연령제곱 / [0.0528] [0.0936] 가구주교육연수 *** ** [0.0114] [0.0224] 배우자 (1= 유 ) [0.158] [0.395] 가구원수 *** [0.0551] [0.0824] 18세미만자녀수 0.156*** [0.0469] [0.0872] 거주지 (1= 시, 0= 도 ) *** [0.0615] [0.134] 주거형태 (1= 자가 ) [0.0666] [0.130] 비거주부동산 (1= 소유 ) 0.263*** [0.0778] 0.363*** [0.122] 저축목적 (1= 노후대비 ) 0.287*** [0.0606] 0.166** [0.0788] 공적연금 (1= 가입 ) * [0.0899] [0.144] ln_ 금융자산 *** [0.0113] [0.0155] ln_ 부채 [ ] [0.0112] ln_ 경상소득 ** ** [0.0235] [0.0295] ln_ 월저축 0.459*** 0.493*** [0.0382] [0.0492] 상수 *** [0.977] [1.665] [0.043] N 2,422 2,422 주 : *** 는 p<0.01, ** 는 p<0.05, * 는 p<0.1

21 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 동태적분석기업의개인연금보험료지원이개인연금가입에미치는효과를분석에있어전기에개인연금가입여부에따른보조금의효과가상이할가능성이높기때문에, 본연구에서는전기의개인연금가입상태가다음기의가입상태에미치는영향을통제하여순수한보조금의가입효과를분석하기위해동태적분석결과를실시했으며그결과는 < 표 7> 과같다. 먼저모형의적합성에대해서살펴보면, 모형3에서는모든자료를통합하여프르빗모형을분석하기때문에개인의연속된오차항간의상관관계를도출할수없고, 자료를패널화한확률효과프로빗모형인모형4에서는같은개인의연속된오차항간의상관관계를나타내는 값이통계적으로유의미한값을나타내지못했지만동태적확률효과프로빗모형인모형5에서는 값이통계적으로유의한수준에서 의높은상관관계를나타내오차항에서개인의이질성이차지하는비율이 38.96% 에달하는것을확인할수있다. 또한 값이 로통계적으로유의하게양의값을갖고있기때문에개인의이질성과초기조건이서로독립적임을나타내 Heckman(1981) 의방법대로초기조건을외생적으로간주할수있다. 전기의개인연금가입이현재의개인연금가입에미치는효과를살펴보면, 모형 3에서는 1.159, 모형4에서는 0.70, 그리고모형5에서는 0.553으로모두통계적으로유의미하게양의부호를나타내어개인연금가입결정에상태적의존성이존재하는것으로나타났다. 그다음으로기업의개인연금보험료지원의개인연금가입에대한효과를살펴보면, 개인연금가입의상태적의존성을고려하지않은정태적분석에서는기업의개인연금보험료지원이통계적으로상당히유의한수준에서개인연금가입에양의효과를나타냈지만, 동태적분석에서는기업의개인연금보험료지원이모든모형3에서는 , 모형4에서는 , 그리고모형5에서는 로양의부호를나타내기는했지만, 통계적으로유의미한값을나타내지못해기업의개인연금보험료지원이개인의개인연금가입결정에영향을미친다고볼수없었다. 이는통계적으로유의하게양의부호를나타냈던정태적분석결과

22 24 보험금융연구제 24 권제 4 호 와다른결론으로개인연금이장기계약을통해이루어지는금융상품이기때문에전기의개인연금가입상태를통제여부에따라상이한결과를나타냈다. 개인연금가입에미치는여러통제변수들의결과를살펴보면, 모형3에서는개인연금보험료지원, 가구주성별, 가구주연령, 배우자유무, 주거형태, 저축목적, 공적연금가입, 금융자산, 부채, 경상소득, 월저축액이통계적으로유의한결과를나타내지못했지만, 정태적분석에서처럼가구주의교육연수는 로, 18세미만자녀수는 0.138로, 비거주부동산을소유는 0.195로, 그리고월저축액의자연대수는 0.359로통계적으로유의미한양의부호를나타내가구주의교육연수가높을수록, 18세미만자녀수가높을수록, 비거주부동산을소유할수록, 그리고월저축액의자연대수값이높을수록개인연금가입가능성이높아지는것으로나타났으며가구원수가 0.109, 거주지는 0.194로가구원수가높을수록그리고거주지가시인경우는도보다개인연금가입의가능성이낮게나타났다. 한편, 모형4에서는모형3에서의통계적으로유의하지못한변수와더불어가구원수도통계적으로유의하지못했으며유의한변수들의부호도변함이없었다. 하지만모형4에서는모형3에비해전기개인연금가입상태의효과가 1.159에서 0.7로줄어들었으며, 가구주의교육연수와 18세미만의자녀수, 거주지, 비거주부동산소유, 월저축액의절대적효과는다소더높게추정되었다. 개인의이질성을고려한동태적확률효과모형인모형5에서는전기의개인연금가입효과가가장낮게추정되어 0.553을나타냈다. 역시가구주교육연수, 주거지, 비거주부동산소유, 월저축액의자연대수값의절대값은모형4보다모형5에서더높게나타났다.

23 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 25 < 표 7> 개인연금보험료지원의개인연금가입에미치는동태적효과 변수 전기개인연금가입 개인연금보험료지원 가구주성별가구주연령 가구주연령제곱 /100 가구주교육연수 배우자 (1= 유 ) 가구원수 18 세미만자녀수 거주지 (1= 시, 0= 도 ) 주거형태 (1= 자가 ) 비거주부동산 (1= 소유 ) 저축목적 (1= 노후대비 ) 공적연금 (1= 가입 ) ln_ 금융자산 ln_ 부채 ln_ 경상소득 ln_ 월저축 상수 Pooled probit ( 모형 3) 1.159*** [0.0682] [0.0849] [0.304] [0.0446] [0.0521] *** [0.0119] [0.188] * [0.0564] 0.138** [0.0547] *** [0.0655] [0.0763] 0.195** [0.0864] [0.0815] [0.116] [0.0142] [ ] [0.0236] 0.359*** [0.0413] *** [0.822] RE probit ( 모형 4) 0.700*** [0.139] [0.0957] [0.503] [0.0878] [0.0998] ** [0.0222] [0.518] [0.0931] 0.150* [0.0840] ** [0.111] [0.112] 0.285** [0.121] [0.0914] [0.178] [0.0147] [0.0124] [0.0316] 0.442*** [0.0638] [1.721] [0.074] 0.478** [0.194] [0.715] 0.440*** [0.161] *** [0.202] [0.0370] [0.477] [0.149] [0.173] [0.184] [0.216] 0.460* [0.247] [0.189] *** [0.254] [0.0398] * [0.0266] [0.228] 0.634*** [0.151] *** [3.360] RE dynamic probit ( 모형 5) *** [0.0582] *** [0.2073] N 2,076 2,076 2,422 주 : *** 는 p<0.005, ** 는 p<0.01, * 는 p< *** [0.110] [0.104] [0.431] [0.0697] [0.0790] ** [0.0232] 0.32 [0.310] [0.0815] [0.0851] ** [0.116] [0.118] 0.308*** [0.110] [0.0838] [0.157] [0.0174] [0.0120] [0.0316] 0.442*** [0.0625] * [1.453]

24 26 보험금융연구제 24 권제 4 호 VII. 결론 본연구에서는 한국노동패널조사(KLIPS) 를사용하여개인연금은장기적인계약을통해이루어지기때문에현재개인연금가입결정에전년도의개인연금가입상태가영향을줄수있으며, 가입결정에영향을미치는주요한요인임에도불구하고관측되지못하는이질성이존재할것이라는가정하에이들을통제하기위해동태적확률효과프로빗모형을사용하여기업의개인연금보험료지원이개인연금가입결정에미치는효과를분석하였다. 분석결과정태적분석에서는가구주성별및연령, 배우자유무, 가구원수, 거주지, 주거형태, 공적연금, 금융자산의대수, 부채의자연대수에대해서는통계적으로유의미한값을나타내지못해개인연금가입결정에영향을미치지못했으나회사의개인연금보험료지원과함께가구주의교육연수, 18세미만자녀수, 비거주부동산소유, 저축의목적과월저축액의자연대수는통계적으로유의한수준에서양의값을나타냈으나경상소득의자연대수는통계적으로유의한음의값을나타내개인연금가입에음의효과를나타냈다. 반면, 개인연금이장기적계약이라는점에서상태의존성을반영해서분석한동태적분석에서는전기의개인연금가입이통계적으로유의하게매우높은상태의존성을나타냈지만기업의개인연금보조금지원은개인연금가입에통계적으로유의한결과를제시하지못해회사의개인연금보험료지원이근로자의개인연금가입에영향을미친다고말할수없었다. 이밖에도가구주성별, 가구주연령, 배우자유무, 가구원수, 18세미만자녀수, 주거형태, 저축목적, 공적연금가입여부, 금융자산의대수, 부채의대수, 그리고경상소득의대수는통계적으로유의미한값을나타내지못해개인연금가입에영향을미치지못했다. 반면, 거주지는통계적으로유의한음의계수를나타내도시에거주할수록개인연금가입확률이낮은것으로나타났다. 반면에전기의개인연금가입상태, 가구주교육연수, 그리고비거주부동산소유그리고월저축액은통계적으로유의한수준에서양의상관관계를보여개인연금가입에양의효과를나타냈다. 현재논의되고있는기초노령연금을

25 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 27 기초연금으로전환하는과정에서국민연금과의연계에따른국민연금탈퇴자의수가증가하는상황에서개인연금의보조금에대한지원을독일처럼국민연금과연계하여국민연금가입자와그의배우자를대상으로한다면국민연금제도를보다건실하게유지할수있을것이다. 이상의분석을통해보조금이주어졌을때개인연금가입에미치는효과는정태적으로는통계적으로유의한양의상관관계를나타냈으며, 동태적분석에서도통계적으로유의하지는않지만역시양의상관관계를나타내보조금의개인연금가입에미치는효과가존재하지않다고말할수없다. 즉, 신규가입에대한효과보다유지에대한효과가명확하다고볼수있다. 이를통해독일의리스터연금과같은개인연금에대한인증제보조금은개인연금가입과유지에일정한효과가있을것으로전망된다. 이처럼보조금이가입에유의한효과를나타내지못하는것은본연구에서는기업의개인연금보험료에대한보조금으로주로대기업에서상용임금근로자에게주어지는복지혜택의일환으로주어지는것이기때문으로리스터연금과같이국가가저소득층과중산층에게제공하는보조금과는적용대상과범위에서도차이가존재하여다분히본연구의결과보조금의혜택이개인연금가입에미치는효과라고일반화하기에는한계가있다. 또한개인연금의상태의존성을통제하고순수한보조금혜택의효과를분석하기위해균형패널을통해동태적분석을실시하면서 4차부터 12차까지모두응답한가구주의수가전체가구수에비해많지않다는점을한계점으로제시한다.

26 28 보험금융연구제 24 권제 4 호 참고문헌 김원섭 강성호, 노후소득보장을위한개인연금활성화정책에관한연구, 사회복지정책, 제32권, 2008, pp 김재호, 국민연금의급여삭감이소득수준별개인연금보험료에미치는효과, 보험금융연구, 제22권제4호, 보험연구원, 2011, pp.3-31., 국민기초생활수급자의근로능력별상태의존성검증, 사회보장연구, 제29집제3호, 2013, pp 여윤경 이남희, 개인연금자산의수요와적정성에관한분석, 보험금융연구, 제23권제3호, 2012, pp 장동한, 개인구좌제도의도입을통한우리나라연금시스템의발전방안에관한연구, 보험학회지, 한국보험학회, 제70집제4호, 2005, pp 전승훈 임병인 강성호, 개인연금가입결정및가입상태변화분석, 보험개발연구, 제17권제1호, 2006, pp 전승훈 임병인, 국민연금자산이개인연금자산보유행위에미치는영향과정책시사점, 보험개발연구, 제19권제3호, 2008, pp 조재훈 양성문, 정부지원개인연금도입효과분석, 보험학회지 제94집, 한국보험학회, 2013, pp 보건복지부, 국민연금장기재정전망결과발표, 보도자료, Heckman, J. J., The incidental parameters problem and the problem of initial conditions in estimating a discrete time-discrete data stochastic process, in C. F. Manski and D. McFadden(eds), Structural Analysis of Discrete Data with Econometric Applications. Cambridge: MIT Press, Stewart M. B, Maximum simulated likelihood estimation of random-effect dynamic probit models with autocorrelated errors, The Stata Journal, 6(2), 2006, pp

27 개인연금가입결정과유지요인에관한분석 29 Abstract The National Pension's fund is expected to exhaust in 2060, because of the aging population and National Pension(NP)'s generous benefit structure. Therefore, the parametric reforms of increasing contribution, decreasing benefit, or a mixture of them have been necessary. NP finally carried out the reform of decreasing payment rate from 60% to 40% in Even though the importance of private pension is rising, the application and persistency rate of private pension has been low since its introduction. The concern was enhanced in the subsidy to contribution of private pension which is similar to the Riester Pension in Germany. This paper studied the effect of the firm's contribution subsidy to employee's private pension. The data used in this paper is the Survey of Korea Labor & Income Panel Study (KLIPS). In the static model, which was not considered for the state dependence, the firm's contribution subsidy significantly increased the application for employee's private pension. However, in the dynamic model, which was considered for the state dependence, the firm's contribution subsidy has no significant effect on the application for employee's private pension. Key words: private pension, subsidies, state dependence

조사연구 권 호 연구논문 한국노동패널조사자료의분석을위한패널가중치산출및사용방안사례연구 A Case Study on Construction and Use of Longitudinal Weights for Korea Labor Income Panel Survey 2)3) a

조사연구 권 호 연구논문 한국노동패널조사자료의분석을위한패널가중치산출및사용방안사례연구 A Case Study on Construction and Use of Longitudinal Weights for Korea Labor Income Panel Survey 2)3) a) b) 조사연구 주제어 패널조사 횡단면가중치 종단면가중치 선형혼합모형 일반화선형혼 합모형