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2 Growing Unequal? : OECD회원국의 소득분배와 빈곤은 OECD에서 아래제목의 영어와 불어로 발간하 였습니다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries Croissance et inégalités: Distribution des revenus et pauvreté dans les pays de l OCDE 이 보고서 원본의 저작권은 OECD에 있습니다. 본 한국어판은 파리의 OECD와 계약에 의해 발간되었으며, 저작권은 OECD 대한민국정책센터에 있습니다. 한국어 번역의 품질 및 원본과 일치 여부는 OECD 한국센터의 책임하에 있습니다.

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4 OECD는 세계화에 따른 경제, 사회 그리고 환경 문제에 대응하기 위하여 30개 민주국가의 정부가 공동으로 노력하는 유일한 장이다. OECD는 기업 지배구조, 정보 경제, 인구 고령화와 같은 새로운 변화와 문제에 대처하는 정부를 이해하고 도움을 주는데 앞장서고 있다. OECD는 각국 정부가 그들의 정책경험을 비교하거나, 공통과제에 대한 해결책을 모색하거나, 또는 모범사례를 확인하거나, 국내외 정책을 조화시키기 위해 노력할 수 있는 준거의 틀을 제공하고 있다. OECD 회원국은 호주, 오스트리아, 벨기에, 캐나다, 체코, 덴마크, 핀란드, 독일, 그리스, 헝가리, 아이슬란드, 아일랜드, 이탈리아, 일본, 한국, 룩셈부르크, 멕시코, 네덜란드, 뉴질랜드, 노르웨이, 폴란 드, 포르투갈, 슬로바키아, 스페인, 스웨덴, 스위스, 터키, 영국, 미국이다. 유럽공동체 집행위원회 Commission of the European Communities도 OECD 작업에 참여하고 있다. OECD 출판물은 회원국이 동의한 협약, 지침, 기준뿐만 아니라 경제, 사회 및 환경적 이슈에 관하 여 수집된 통계와 연구 결과를 널리 전파한다. Cover illustration: Inmagine ltd. 이 보고서는 영어와 불어로 OECD에서 발간하였으며, 원본의 저작권은 OECD에 있습니다. 본 한국어판은 파리의 OECD와 계약에 의해 발간되었으며, 저작권은 OECD 대한민국정책센터에 있습니다. 한국어 번역의 품질 및 원본과 일치 여부는 OECD 대한민국정책센터의 책임하에 있습니다.

5 역자서문 역자 서문 O ECD 대한민국 정책센터 사회정책본부 OECD Korea Policy Centre, Health and Social Policy Programme는 2005 년 9월 OECD와 아시아의 OECD 비회원국을 연결하여 정책 대화와 함께 역량 구축을 지원할 목적으로 설립되었으며, 주요 사업 중 하나로 정기적으로 OECD의 주요 연구 결과물들을 번역하여 발 행하는 작업을 수행하고 있다. 본 책자는 소득 불균형과 빈곤의 변화를 모니터링하기 위한 보고서로 OECD의 기존 30개 회원국 의 최근 자료를 모두 수록하고 있으므로 다른 OECD 회원국과 대한민국의 차이점 및 공통점을 통해 앞으로의 발전 방향을 모색할 수 있는 좋은 자료가 될 것으로 사료된다. 이번 Growing Unequal? 번역판은 보건복지부의 요청이 있어 OECD의 번역 승인을 받아 수행하 였으며, 김영숙 박사가 책임연구원으로 수고를 해 주었다. 한국보건사회연구원의 원종욱 박사께서 검 수를 맡아 큰 관심과 함께 아낌없는 자문과 조언을 해 주셨고, 아울러 센터의 김수영 부본부장, 김유 강 연구원, 고은경 연구원, 신수아 연구원이 많은 수고를 하였다. 그리고 출판과 관련하여 아낌없는 지원과 격려를 주신 보건복지부 신준호 정책통계담당관과 공헌식 주무관께 아낌없는 감사를 드린다. 2010년 4월 14일 OECD 대한민국 정책센터 사회정책본부 본부장 윤 현 덕 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 3

6 서문 서 문 소 득 불균형 증가와 빈곤에 대한 공포는 세계화가 OECD 회원국의 경제와 사회에 미치는 영향을 논의할 때 중요하게 거론되는 주제이다. 심화되고 있는 국가간 경제, 사회 통합에 저항해야 하 며, 선진국과 후진국을 막론하고 재화와 서비스, 인력의 국가간 이동이 수백만 국민들의 생활과 근로 조건을 위협하고 있다고 주장하는 이들이 가장 우려하는 사안이 바로 이러한 공포일 것이다. 저자는 이러한 대응이 잘못되었다고 보지만 그래도 이들의 불안감은 진지하게 고려되어야 한다고 생각한다. 세계화는 더욱 풍요롭고 개선된 삶의 기회를 제공하지만 이를 최대한 활용하려면 세계화의 혜택과 비 용의 불균형을 시정할 필요가 있다. 이러한 목표를 달성하려면 소득 불균형과 빈곤의 변화를 모니터링하기 위한 통계적 인프라가 제대 로 구축, 유지되어야 한다. 수년간 OECD가 관여해왔던 작업이 바로 이것이었는데 이 작업은 1970년 대 중반 OECD 경제전망 OECD Economic Outlook 집필을 위한 말콤 소여의 선구자적 노력에서 시작되었으며 저명한 학자들(토니 앳킨슨, 리 레인워터, 팀 스미딩)로 구성된 팀이 같은 주제를 놓고 OECD 보고서 를 준비하던 1990년대 중반에도 계속되었다. 이후 OECD는 정부자료에서 추출한 표준 지표를 통해서 동일한 가정과 정의에 근거하여 소득 불균형과 빈곤의 변화를 정기적으로 모니터링 해왔다. 이러한 지표들은 각국의 컨설턴트로 구성된 네트워크가 OECD에 제공하고 있다. 보고서의 분석 및 오류의 책 임은 물론 전적으로 보고서 저자들에게 있지만, 각국의 지역 전문가들이 지속적으로 협력해주지 않았 다면 이 작업은 불가능했음을 밝힌다. 이 보고서는 OECD 연구의 전통을 토대로 만들어졌지만 OECD 입장에서는 하나의 이정표가 되는 연구라고 할 수 있다. 그 이유는 첫째, 이 보고서가 본 주제를 다루는 연구들 중 최초로 OECD 30개 회원국을 모두 망라하고 있기 때문이다. 둘째, 이 보고서는 상당히 최신 정보(2000년대 중반)를 제공 하고 있어 유사한 주제를 다룬 과거 OECD 보고서들의 특징이었던 시간차를 크게 줄이고 있다. 마지 막으로, 이 보고서는 가구당 소득을 현금(OECD에서 자원의 배분을 평가하기 위해 사용하는 표준 개 념) 및 개인과 가정의 행복에 기여하는 여타 경제적 자원(현물 공공서비스, 가구 자산)으로 환산한 정보를 담고 있다. 이 보고서를 위해 OECD 안팎의 여러 동료들이 도움을 주었다. OECD 사회정책과의 마르코 미라 데르콜과 마이클 포스터는 자료 수집을 관리했으며 이 보고서의 제 1장을 집필했다. 제 2장과 3장은 마르코 미라 데르콜과 아데론케 오시코니무(현재 독일 프라이부르그 대학 재직)가 작성했으며 제 4장 은 집필 당시 OECD 사회정책과 수석 이코노미스트였고 현재 호주 뉴사우스웨일스 대학 사회정책 연 구소에 교수로 있는 피터 와잇포드가 담당했다. 제 5장은 마이클 포스터와 마르코 미라 데콜, 제6장 은 OECD 사회정책과의 애나 크리스티나 다디오, 제7장은 OECD 경제부의 로미나 보아리니와 마르코 미라 데르콜, 제8장은 애나 크리스티나 다디오, 제9장은 프랑수아 마리칼(INSEE), 마르코 미라 데콜 (OECD), 마리아 발라보(플로렌스 유럽대학 연구소), 걸린드 버비스트(앤트워프 대학)가 작성했으며 제10장은 마커스 잔티(아보 아카데미 대학), 에바 시어민스카(CEPS), 팀 스미딩(시라큐스 대학)이 집필했고 제 11장은 마이클 포서트, 마르코 미라 데르콜이 작성했다. 근거 자료는 OECD 웹사이트 4 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

7 서문 찾을 수 있다. OECD 사회정책과 책임자인 마크 피어슨이 이 보고서의 준비를 감독했으며 다양한 버전에 대해 유용한 조언을 제시했다. Angel Gurria OECD 사무총장 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 5

8 서문 감사의 글 이 보고서에 제시된 분석을 뒷받침하는 대부분의 자료는 비교 가능한 정의 및 방법론적 접근방식 을 바탕으로 표준 지표를 제공해준 각국 컨설턴트(하기 상술)네트워크를 통해 수집되었다. 수년 에 걸친 이들의 헌신이 아니었다면 이 보고서는 나올 수 없었을 것이다. OECD는 이분들의 노고에 감 사드린다. 2008년 OECD 소득 분배 설문에 자료를 제공한 각국 컨설턴트 국가명 컨설턴트 소속기관 호주 얀 게이튼비 호주 통계청 오스트리아 구드럼 비플, 마르티나 아귀 오스트리아 경제연구소 벨기에 카렐 반 덴 보쉬, 걸린드 버비스트 앤트워프 대학 캐나다 숀 브라운, 브라이언 머피 캐나다 통계청 체코 알레스 칸카 체코 통계국 덴마크 피터 바흐-모텐센, 라스 판트만 재정부 EU 국가 마르톤 메드기예시 사회연구센터(TARKI) 핀란드 하이키 비타마키 정부 경제연구소 (VATT) 프랑스 제롬 아카르도, 제롬 푸욜 국립 통계경제 연구소(INSEE) 독일 마르쿠스 그랍카 독일경제연구소(DIW) 그리스 미트라코스 테오도로스 그리스 은행 헝가리 마르톤 메드기예시 사회연구센터(TARKI) 아이슬란드 스테판 포르 얀센 통계청 아일랜드 캐스린 카티 중앙 통계국 이탈리아 가에타노 프로토 국립 통계연구소(ISTAT) 일본 고지마 가츠히사, 가네코 요시히로 인구 사회 안보 연구소(ISSP) 한국 김신호 통계청 룩셈부르크 프레데릭 베르게 인구, 빈곤, 정치사회경제 연구센터(CEPS/INSTEAD) 멕시코 아나 라우라 피네다 만리케즈 통계청(INEGI) 네덜란드 윔 보스 중앙 통계청 뉴질랜드 캐롤라인 브루킹 뉴질랜드 통계청 노르웨이 존 에플란드 노르웨이 통계청 폴란드 이콜라이 하포니우크 중앙 통계국 포르투갈 에두아르다 고이스 국립 통계연구소(INE) 슬로바키아 루드밀라 이반시코바 통계국 스페인 마르타 아디에고 에스텔라 통계청(INE) 스웨덴 토마스 페터손, 토마스 페터슨 재정부 스위스 우엘리 웨틀리커, 안느 코날리 스위스 연방통계국 터키 무라트 카라카스 통계청 영국 아스가르 자이디 OECD 미국 존 코더 센티어 리서치 LLC 6 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

9 목 차 서론 15 제 1 절 불평등의 주요 특징 제1장. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 23 서론 24 가구 소득 분배를 국가별로 어떻게 비교하고 있는가? 24 가구소득 분배의 격차가 시간이 흐르면서 커졌는가? 26 소득분배의 요약 측정법을 넘어: 십분위 소득 수준 32 결론 38 주 38 참고문헌 40 부록 1.A1. OECD 소득분배 자료: 주요 특징 41 부록 1.A2. 부가적인 표 및 수치 49 제2절 불평등의 주요원인 제2장. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 57 서론 58 국가별 인구 구조의 차이 58 소득분배 별 인구학적 차이 60 인구구조가 소득불균형의 요약측정값에 미치는 영향 65 여러 집단의 상대적 소득의 변화 67 결론 69 주 70 참고문헌 71 부록 2.A1. 선별된 OECD 국가의 인구 구조 73 제3장. 근로소득과 소득 불균형: 상호관계의 이해 77 서론 78 전일제 근로자들 간의 주요 개인적 근로소득 분배패턴 79 모든 근로자들간의 근로소득분배: 비정규 고용의 중요성 82 개인별 근로소득에서 가구별 근로소득으로: 영향을 주는 요인은 무엇인가? 84

10 가구근로소득에서 시장소득으로 90 결론 91 주 92 참고문헌 94 제4장. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가? 현금 이전과 가구 세금의 역할 97 서론 98 가구소득의 회계 프레임워크 98 대상설정과 누진성: 사회 프로그램과 세금은 소득분배에 어떻게 영향을 미칠까? 99 공적 현금이전과 가구세금의 수준과 특성 102 현금보조금과 가구세금을 통해 어느 정도의 재분배가 이루어지는가? 108 소득 하위계층에 대한 재분배: 규모와 대상설정의 상호작용 114 복지국가의 성과측정 개선 116 결론 117 주 118 참고문헌 119 제3절 빈곤의 특성 제5장. OECD 국가의 빈곤: 정적소득에 기반한 평가 125 서론 126 전반적인 소득빈곤의 수준과 추세 126 여러 인구 집단의 빈곤위험 130 가구세금과 공공현금이전이 소득빈곤감소에 기여하는 역할 년대 중반 이후 빈곤율 변화 143 결론 146 주 147 참고문헌 150 부록 5A.1. 분석에 사용된 저소득 기준점 151 부록 5.A2. 주요 빈곤 관련 대리 지표 153 제6장. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가? 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 155 서론 156 종적 데이터와 동적 빈곤 측정값 156 일시적 빈곤과 지속적 빈곤의 구분 157 지속적빈곤의 구성 158 빈곤 진입, 탈출 및 발생 161

11 빈곤으로의 진입을 야기시키는 요인들 166 소득이동과 빈곤지속 168 결론 170 주 171 참고문헌 173 제7장. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 177 서론 178 빈곤측정을 위한 또 다른 접근방식인 물질적 결핍 178 비교적인 관점에서 물질결핍의 특성 181 결론 192 주 193 참고문헌 195 부록 7.A1. 다중결핍의 복합적 측정값 기준 비소득빈곤율 197 제4절 불평등의 부가적 측면 제8장. 세대간 이동성: 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 203 서론 204 불리한 조건의 대물림: 개요 204 단점의 대물림: 정책에 있어 중요한가? 214 결론 215 주 216 참고문헌 217 제9장. 공공 서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 223 서론 224 과거의 연구 결과 224 새로운 경험적 증거 232 결론 244 주 245 참고문헌 249 제10장. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가? 룩셈부르크 가계자산 연구 253 서론 254 가계자산과 사회정책 254

12 기본적인 LWS 측정값과 방법론 256 가계자산 분배의 기본적인 패턴 258 소득과 자산불균형의 공동 패턴 263 결론 269 주 270 참고문헌 272 부록 10.A1. 룩셈부르크 자산연구의 특징 274 제5절 결론 제11장. 경제적 자원 분배의 불균형: 변화상과 정부의 역할 * 281 서론 282 OECD 국가에서 나타나는 가구소득분포의 주요 특징은 무엇인가? 282 가구소득분포의 변화를 견인해 온 요인은 무엇인가? 288 현금소득만으로 경제적 불평등을 평가할 수 있을까? 293 이러한 연구 결과가 빈곤 및 불평등 완화를 위한 정책에 시사하는 바는 무엇일까? 300 결론 305 주 306 참고문헌 307 박스 1.1. 고소득층의 변화 소득 불균형과 급여 비율: 서로 연관되어 있는가? 개인별 근로소득의 분배에 관한 OECD 통계의 개념적 특징 가구주의 근로소득보다 배우자 근로소득의 불균형이 크다는 것은 어떻게 설명할 수 있을까? 빈곤에 대한 주관적인 인식 물질결핍에 대한 과거 연구에서 나온 경험적 결과 이 섹션에서 사용된 결핍 항목 개념적, 방법론적 문제 실제 이용 기준 의료 서비스의 재분배 효과 공공주택 임차인에게 제공된 암묵적 보조금의 추정값 사람들이 소득 불균형에 관심을 갖는 이유는 무엇인가? 283 표 1.1 오분위별 실질가구소득의 흐름 소득 오분위별 소득 비율의 증감 가구소득 오분위별 여성 한 명당 자녀수 비고용률과 실업가구 거주인구 비율 88

13 3.2. 자본소득의 요소별 크기 및 집중정도, 2000년대 중반 소득의 회계 프레임워크 가구 가처분 소득 중 현급 급여액과 가구 세금이 차지하는 비율 현금 보조금과 가구세금의 누진성 프로그램별 현금이전의 누진성 OECD 국가의 세금 누진성에 대한 대안적 측정자료, 불균형 감소에 세금과 이전이 갖는 효과성과 효율성 소득 하위계층에 대한 현금이전과 가구세금을 통한 재분배, 2000년대 중반 생산가능연령 인구 및 생산가능연령 가구주를 둔 가구의 가구특성별 빈곤율 가구 특성별 아동빈곤율 및 자녀가 있는 가구 빈곤율 가구 특성별 노인빈곤율과 은퇴연령 가장을 둔 가구에 거주하는 이들의 빈곤율 생산가능연령 가장을 둔 가구 거주자들의 빈곤율 변화 요소별 분석 은퇴연령가장을 둔 가구 거주인구의 빈곤율 변화를 몇 가지 요소로 분석 OECD국가의 연령별 각 빈곤유형에 빠질 위험 가구종류별 각 빈곤유형에 빠질 위험 성별 및 자녀유무별 독신자가 여러 유형의 빈곤에 빠질 확률 소득 있는 빈곤층의 조사 대상 기간 중 연도별 빈곤순서 소득 오분위간 이동 매트릭스, OECD 평균 년간의 소득이동성과 비이동성 관찰 최초년도와 최종연도의 소득수준이 다른 소득빈곤층 비율 여러 종류의 물질결핍을 보고한 가구 비율, 2000년 여러 형태의 물질결핍의 비율 가구특성별 생산가능연령의 가구주를 둔 가구구성원들이 두 종류 이상의 결핍을 경험할 확률 소득분포 전범위에 걸친 세대간 이동성 세대간 소득의 상관관계를 설명하는 요인은 무엇인가? 다양한 배경적 특성에 따른 15세 학생들의 수학 점수 평균 성취도 차이 분배적 정의에 관한 다양한 설명에 동의하는 성인들의 비율 가구에 제공되는 모든 종류의 공공서비스를 포함하기 전/후의 오분위간 비율 취학 전 교육 지출 포함 전/후의 오분위간 비율 초등, 중등, 고등교육에 대한 공공지출 포함 전/후의 오분위간 비율 모든 공공서비스 지출을 포함하기 전/후의 오분위간 비율 가구자산 보유 현황 가구 포트폴리오 구성 가계순자산의 분포 플러스 순자산과 평균 자산 및 부채 보유 비율, 전체 인구와 소득빈곤층 여러 분배계층의 자산과 부채, 전체 인구와 소득빈곤층 265

14 10.6. 가계순자산 지니계수, 전체 인구와 소득빈곤층 소득불균형과 빈곤의 변화 요약 인구구조의 변화가 소득불균형에 미치는 영향 전일제 남성 근로자들의 근로소득 불균형 변화 요약 소득의 각종 구성요소의 집중도 변화 요약 정부소득이 불평등 및 빈곤 완화에 미치는 영향의 변화 요약 생산가능연령 또는 은퇴연령 가구주를 둔 가구 빈곤율 변화의 다양한 요인 요약 293 그림 년대 중반, OECD 국가의 소득불균형 지니계수 소득불균형의 흐름 평균 가구 가처분소득 대비 중위소득의 비율 변화 시장소득 및 가처분소득의 불균형 추세 시장소득 및 가처분 소득 불균형 추세, OECE 평균 분포상의 소득 수준, 2000년대 중반 분포의 여러 지점에 위치한 사람들의 소득수준, 2000년대 중반 OECD 국가별 평균 가구 규모 년대 중반 성별, 연령, 소득 오분위별 인구 피라미드 년 연령별 소득불균형 지니계수 선별된 OECD 국가에서의 연령 및 가구유형별 소득 선별된 인구집단의 비율과 소득불균형 지니 계수 연령별 상대소득 가구유형별 상대소득 개인 근로소득과 가구 시장소득 분배의 변화 전일제 남성 근로자의 근로소득 분산 트렌드 년부터 2005년까지 십분위별 전일제 남녀 근로자의 실질 근로 소득 증가 전일제 근로자에서 모든 형태의 근로자로 확대할 때 개인별 근로소득분배의 불균형 급여생활자의 유형에 따른 가구 근로소득 집중도 가구내 근로자수별 인구 비율의 변화 및 근로소득 불균형의 변화 근로소득이 있는 가구에서 전체 가구로 확대할 때 가구 근로소득의 분배 불균형 자본 및 사업소득의 집중도, 2000년대 중반 공적 연금, 재분배 및 계리적 요소의 기여도, 1995년 OECD 국가의 공공 현금이전의 수준 및 집중도, 2000년대 중반 각 연령집단의 가처분소득에서 순 공공 보조금이 차지하는 비중, 2000년대 중반 OECD 국가의 세금 및 이전소득(transfer)의 전과 후의 불균형 차이 공적현금이전과 가구단위세금의 불균형 감소 효과 및 소득불균형과의 관계, 2000년대 중반 110

15 4.6. 공적현금이전과 가구단위세금을 통한 불균형 감소 공적현금이전과 세금이 재분배에 미친 영향의 변화 서로 다른 소득기준점에 대한 상대 빈곤율, 2000년대 중반 빈곤격차와 소득빈곤의 종합 측정값, 2000년대 중반 빈곤 대상자수의 변화 절대 빈곤 의 추세 연령별 상대적 빈곤 위험, 1970년대 중반부터 2000년대 중반까지, OECD 평균 남성과 여성의 연령별 상대빈곤위험, OECD 평균, 2000년대 중반 가구 유형별 빈곤율, 2000년대 중반 빈곤율과 고용률, 2000년대 중반 가구당 근로자 수에 따른 빈곤층 인구 비중, 2000년대 중반 근로자가 있는 가구와 비교해 실업 가구의 빈곤율, 2000년대 중반 전체 인구의 빈곤감소에 세금과 이전소득이 미치는 영향, 2000년대 중반 및 1980년대 중반부터의 변화 서로 다른 집단에서 빈곤감소에 순이전소득이 미치는 영향 생산가능연령 및 은퇴연령 인구의 빈곤율과 사회적 지출, 2000년대 중반 일시적, 반복, 지속적 빈곤을 경험하는 사람들의 비율 빈곤지표 간 상관관계 연령 및 가구종류별 각 빈곤유형에 빠질 위험, OECD 평균 소득빈곤 진입 및 탈피, 2000년대 초반 빈곤진입을 야기시키는 사건들 빈곤집단별 빈곤진입을 야기시키는 요인의 비율, OECD 평균 상대적 소득빈곤이 높고 1인당 GDP는 낮은 국가들의 높은 물질적 결핍 결핍 항목의 개수별 인구비율과 결핍 항목의 평균 개수 결핍 항목의 수에 따른 상대적 소득 연령별 다중 결핍을 경험할 확률 결핍과 소득빈곤을 모두 겪는 사람들의 비율과 둘 중 하나만 겪는 사람들의 비율 일부 OECD 국가의 소득 대물림 탄력성 세대간 이동성, 정적 소득 불균형과 사적 교육투자 수익률 각 연령집단별 1인당 공공의료 지출액, 전체 1인당 의료비 지출액 대비 소득 십분위별 공공의료 비용 분포, 2000년대 초반 일부 OECD 국가의 연령별 재학률, 2003년 OECD 국가의 현물 서비스에 대한 공공지출, 2000년 OECD 국가의 공공 서비스 지출액 포함 전/후의 소득불균형 분배수준별 가구소득에서 공공 서비스가 차지하는 중요도, OECD 평균 가구단위세금과 현금 보조금 대비 현물 공공서비스의 재분배적 영향 244

16 10.1. 가구주의 연령별 중위자산 보유 평균/중위 순자산과 소득에 의한 LWS 국가 순위 소득-자산 사분위 집단(QG) 평균 가처분 소득 및 순자산을 설명하는 회귀 분석 결과 OECD 국가의 빈곤 및 소득불균형의 수준, 2000년대 중반 현물 공공서비스와 소비세가 소득불균형에 미치는 영향 빈곤과 불평등의 정적/동적 측정값 재분배 와 근로 전략을 통해 달성한 빈곤감소, 2000년대 중반 304

17 서론 서 론 모 든 사람들에게 현재 세계가 직면한 큰 문젯거리가 무엇인지 묻는다면, 가장 먼저 언급되 는 문제 가운데 불평등과 빈곤 이 있을 것이다. 경제성장의 결과물이 공평치 못하게 분배되고 있음을 우려하는 사람들이 많다. 2008년 2월 BBC에서 실시한 여론 조사에 따르면 34개국 응답자의 3분의 2가량이 지난 수년간의 경제적 발전에 따른 결과물 이 공평하게 분배되지 않았다고 여기고 있는 것으로 나타났다. 한국, 포르투갈, 이탈리아, 일본, 터키에서는 응답자의 80% 이상이 이렇게 응답했다. * 이 같은 현상은 이외에도 많은 여론 조사나 연구에서 나타나고 있다. 그렇다면 부유층은 더욱 부유해지고 빈곤층은 더욱 빈곤해진다 는 사람들의 생각은 맞 는 것일까? 간단한 질문을 던지는 것도 어려운 일이지만 간단한 대답을 제시한다는 것은 정말 어려운 일이다. 분명히 선진국들은 더욱 부유해졌고 일부 최빈국들은 상당한 어려움을 겪고 있 다. 한편, 인도와 중국에서는 국민소득의 급속한 상승으로 수백만 명의 주민들이 빈곤에서 탈 피했다. 그래서 소득 불균형과 빈곤 문제를 낙관적으로 보느냐 비관적으로 보느냐는 컵에 물이 반이나 차있는 것으로 보느냐 반밖에 차있지 않은 것으로 보느냐에 달려있다. 즉, 양쪽 모두 옳다고 볼 수 있다. 그런데, 세상이 더욱 불공평해지고 있다는 주장에 동의한다 하더라도 세계화만을 그 이유 로 꼽을 수는 없을 것이다. 세계화 외에도 여러 가지 가능성 있는 원인들이 있다. 즉, 기능편향 적 기술변화(예를 들어 인터넷을 사용할 줄 아는 사람들은 이득을 얻고 모르는 사람들은 손해 를 본다)나 정책 방식의 변화(노조가 약해지고 노동자들이 과거에 비해 보호받지 못한다) 등 은 불평등 증가의 또 다른 요인들일 수 있다. 이 모두가 학계에서 널리 존중받고 있는 이론들 이며 모든 가능성에는 이 모든 요인들이 일정 역할을 하고 있다. 이 보고서에서는 OECD의 30개 선진 회원국들을 대상으로 하고 있다. 여기에서는 소득불 균형의 증대가 최소한 1980년대 중반부터, 아마도 1970년대 중반 무렵부터 시작되었음을 보 여주고 있다. 벌어지고 있는 소득격차는 대부분의(모두는 아님) 국가에 영향을 미쳤는데, 예컨 대 최근 캐나다와 독일에서는 소득 불균형이 크게 증가했고 멕시코와 그리스, 영국에서는 감소 했다. 그러나 불평등의 증가 널리 퍼져있고 규모도 상당하긴 하지만-가 대부분의 사람들이 생각 하듯이 그렇게 엄청난 것은 아니었다. 사실 지난 20년간 평균 증가량은 약 2 지니 포인트(지 니 계수는 소득불균형을 가장 잘 보여주는 통계학적 수단)였다. 이것은 현재 독일과 캐나다간 불평등 차이와 동일한데 현저한 차이이긴 하지만 사회 붕괴설을 정당화 할 만큼 어마어마한 수치는 아니다. 자료가 보여주는 것과 사람들이 생각하는 것 간의 이러한 차이는 말할 것도 없 이 소위 헬로우 매거진 효과 를 부분적으로 반영한다. 즉, 어떤 부호에 대한 기사를 잡지에 서 읽었다고 하자. 이 부호는 본래 가진 것보다 훨씬 더 많은 부를 소유하였고 그 결과 언론의 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 15

18 서론 엄청난 관심을 끌고 있는 사람이다. 이 보고서에서는 이런 부호의 소득은 고려하지 않았는데 이들의 소득은 소득분배의 일반적인 자료 출처를 통해 적절히 측정될 수 없기 때문이다. 그렇 다고 부호들의 소득이 중요하지 않다는 의미는 아니다. 사람들이 불평등에 대해 염려하는 큰 이유 중 하나는 공평함의 문제 때문이고 많은 이들이 일부 부호들의 소득이 심각하게 불공평 하다고 보고 있다. 지난 20년간 기록된 불평등의 점진적 증가는 저변의 더 큰 흐름을 감추고 있다. 선진국에 서는 불평등으로 흐르는 추세를 완화하기 위해 정부가 세금과 지출을 늘려왔다. 이들은 역사상 그 어느 때보다 사회 정책에 더 많은 재정을 지출하고 있다. 물론 선진국의 급속한 인구 고령 화를 감안하면 지출이 늘어나야 한다. 의료비와 연금 급여비용이 더 많이 필요하기 때문이다. 정부 지출의 재분배 효과는 1980년대 중반부터 1990년대 중반까지 십 년간 빈곤의 증가를 완화했지만 그 이후 10년간은 증대시켰는데 이는 정부 정책의 혜택이 빈곤층을 겨냥하는 경향 이 약해졌기 때문이다. 정부가 사회적 혜택에 대한 지출을 줄이거나 빈곤층을 겨냥한 세금과 혜택을 줄임으로써 불평등을 상쇄하려는 노력을 중단한다면, 불평등은 훨씬 더 빠르게 증대될 것이다. 연구결과에 따르면 사회의 일부 집단은 다른 집단보다 좋은 성과를 보여 왔다. 55세부터 75세까지의 은퇴연령자 집단은 지난 20년간 소득에 있어서 가장 큰 증가를 나타냈고 많은 국 가에서 연금생활자들의 빈곤 역시 급격히 감소하여 이제는 OECD 전체 인구의 평균보다 낮아 졌다. 반면 아동빈곤은 증가하여 전체 인구의 평균치를 넘어서고 있다. 한 사람이 성인으로서 어떤 삶을 영위해나갈 것인가 얼마의 소득을 올리며 얼마나 건강하게 살 것인가 등등- 를 결 정하는 핵심적인 요인이 아동복지라는 증거가 속속 나오고 있음에도 불구하고 이런 현상이 벌 어지고 있는 것이다. 많은 국가에서 아동빈곤의 증가문제에 더 큰 정책적 관심을 기울여야 한 다. 아동 발달 문제에 대해 좀 더 많은 관심을 기울임으로써(최근 미국 법안에서 나타났듯이) 어떤 아이도 뒤쳐지지 않도록 해야 한다. 불평등의 증가에 대응하여 세금 부과와 지출을 늘리는데 의존하는 것은 일시적인 조치일 뿐이다. 불평등을 감소시키기 위해 지속 가능한 유일한 방법은 자본소득과 급여간의 격차 증가 를 막는 것이다. 특히 고용을 활성화하고 국민들이 자신과 가족을 빈곤으로부터 지킬 수 있을 만큼의 급여를 벌 수 있도록 해야 한다. 다시 말해 선진국은 국민들이 실업급여, 장애인 수당, 조기퇴직급여에 의존하기보다는 일자리를 갖도록 하는 등 계속해서 일자리를 공급하고 좋은 고용 전망을 제시하는데 더 많은 노력을 기울어야 한다. 지금까지 기술한 내용에 대해 반발하는 이들도 있을 것이다. 예를 들면 다음과 같은 지적 이 나올 수도 있다. 중요한 것은 소득만이 아니다. 교육이나 의료 같은 공공 서비스는 불평등 완화를 위한 강력 한 수단이 될 수 있다. 소득이 적지만 자산이 많은 사람들도 있다. 이런 사람들을 빈곤층으로 간주해서는 안 된다. 어떤 한 시점에만 빈곤한 경우는 신경 쓸 필요가 없다. 오랜 기간 동안 저소득을 경험하는 사람들만을 진정한 빈곤층으로 보아야 한다. 불평등을 제대로 바라보려면, 음식 같은 중요한 재화와 서비스를 누리지 못하고 있는가, 또 는 텔레비전이나 세탁기 같은 것들을 살 여유가 없는가를 봐야 한다. 16 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

19 서론 소득이 완전히 평등하게 분배되는 사회도 바람직한 사회라고 볼 수는 없다. 남들보다 열심 히 일하거나 재능이 많은 이들은 소득도 많아야 한다. 진짜 중요한 것은 성과의 평등이 아니 라 기회의 평등이다. 이 연구에서는 이 모든 사안들을 직접적으로 다루고 있다. 좀 더 정확하게는 무엇이 좋 은 사회 이고 무엇이 아니라는 규범적 사안이 아니라 각각의 주장에 대해 경험적 증거를 고 려하고 있다. 간단히 말해 이 보고서의 비교 근거를 보면 다음 사항에 대해 정형화된 사실 들 을 드러내고 있다. i)가구소득의 분배와 그 변화를 보여주는 일반적인 특징 ii)소득 불균형 과 빈곤의 변화에 기여한 요인들 iii)가구자원의 광범위한 수단들을 살펴봄으로써 배울 수 있는 점. OECD 국가에서의 가구소득분배의 특징 일부 회원국은 측정방법에 관계없이 다른 회원국들보다 소득분배가 훨씬 더 불균형한 모습 이었다. 일반적으로 사용되는 불평등 측정방식의 변화는 국가 순위에 별 영향을 미치지 않았 다. 소득분배 격차가 큰 국가의 경우 몇몇 예외를 제외하고 상대적 소득빈곤도 높았다. 상대적 빈곤을 중위소득의 40% 미만으로 정의하든 50, 60% 미만으로 정의하든 마찬가지였다. 지난 20년간 소득불균형과 빈곤층 숫자가 (중위소득 50% 기준) 둘 다 증가했다. 이러한 현상은 상당히 광범위해서 전체 회원국의 3분의 2에서 나타났다. 증가율이 급격하진 않았으 나 규모는 상당했다(평균 지니계수 2점, 빈곤층 숫자 1.5점). 그러나 언론에서 보도하는 것 보다는 정도가 훨씬 덜했다. 소득 불균형은 2000년 이후 캐나다, 독일, 노르웨이, 미국, 이탈리아, 핀란드에서 크게 증가 했으며 영국, 멕시코, 그리스, 호주에서는 감소했다. 일반적으로는 불평등이 증가했는데 부유층은 중류층과 하류층에 비해 특히 많은 소득을 갖 고 있었다. 노년층의 소득빈곤은 계속해서 하락했으나 청년층과 자녀가 있는 가정의 빈곤층은 증가했 다. 평균소득이 높고 소득불균형이 큰 국가(예: 미국)의 빈곤층은 평균소득은 낮지만 소득 불균 형이 적은 국가(스웨덴)의 빈곤층에 비해 생활수준이 낮을 수 있다. 역으로 평균소득이 낮고 불균형이 큰 국가(이탈리아)의 부유층은 평균소득은 높지만 불균형은 적은 국가(독일)의 부 유층보다 생활수준이 높을 수 있다. 소득 불균형과 빈곤의 변화를 견인했던 요인들 인구구조의 변화는 불균형 증가의 요인 중 하나이다. 그러나 이것은 인구고령화 자체보다는 주로 1인 가구 수의 증가에서 기인한다. 전일제 근로자들의 소득 불균형은 대부분의 OECD 국가에서 더욱 증가했다. 이것은 고소득 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 17

20 서론 자들이 더 높은 소득을 올리고 있기 때문이다. 세계화, 기능편향적 기술변화, 노동시장의 제 도와 정책이 모두 이러한 결과에 일조했다. 임금격차의 증가가 소득불균형에 미친 영향은 고용 증대로 상쇄되었다. 그러나 저학력자의 고용률은 감소했고 가구 실업도 여전히 높은 채로 남아있다. 자본소득과 개인사업 소득분배는 매우 불균형하며 지난 10년간 그 정도는 더욱 심해졌다. 이러한 추세가 소득 불균형 증가의 주요 원인이다. 고용은 빈곤해소에 매우 효과적이다. 실업 가정의 빈곤율은 일하는 가정의 실업률의 거의 여섯 배에 달한다. 그러나 직장을 갖는 것만으로는 빈곤을 피하기 힘들다. 빈곤층의 절반 이상이 소득은 있으 나 연간 근로시간이 적거나 급여가 적고, 또는 이 두 가지가 함께 나타나는 가구에 속해 있 었다. 근로자들의 빈곤을 완화하려면 소득을 보충해주는 근로연계 복지제도가 필요한 경우가 많다. 광범위한 빈곤과 불평등 대책을 통해 얻을 수 있는 교훈 교육 및 의료와 같은 공공서비스는 소득보다 평등하게 분배되고 있으므로 경제적 자원이라 는 광범위한 개념에 이러한 공공 서비스들을 포함시킨다면 국가 순위에는 별 변화가 없다 하더라도 불평등의 정도를 낮출 수 있다. 소비세를 고려하면 불균형이 심화되지만 공공서비스가 불균형을 감소시키는 만큼은 아니다. 가구자산 분배는 소득보다 훨씬 더 불균형하다. 소득불균형이 낮은 일부 국가에서는 높은 자산불균형을 보고하고 있다. 그러나 이러한 결론은 비교 가능성을 제고하기 위한 일부 자산 유형의 배제(중요도가 국가별로 다양), 사용된 측정방법, 여론조사 설계에 따라 달라진다. 개인의 소득 및 순자산은 고도로 상호 연관되어 있다. 소득이 낮은 이들은 다른 이들보다 자산이 적은데 일반적으로 이들의 순자산은 전체인구 순자산의 절반에도 미치지 못한다. 물질적 박탈은 상대적 소득 빈곤이 높은 국가에서 뿐 아니라 평균소득이 낮은 국가에서도 높게 나타난다. 이것은, 소득빈곤은 평균소득이 낮은 국가의 어려움을 과소평가하고 있음을 의미한다. 고령자들은 젊은이들에 비해 순자산이 많고 물질적 박탈이 덜하다. 이것이 의미하는 바는 현금 소득만을 기준으로 한 고령 빈곤의 측정은 이 연령집단의 어려움을 과장할 수 있다는 점이다. 대부분의 국가에서 3년 연속 계속해서 빈곤한 사람들의 수는 상당히 적었으나 이 기간 중 어떤 시점에 낮은 소득을 가진 사람들의 수는 그보다 많았다. 연소득 기준 빈곤율이 높은 국 가의 경우 일정기간 중 계속해서 빈곤한 사람들의 비율을 기준으로 하는 경우보다 상황이 더 어려웠다. 빈곤층 진입은 대개 가정 또는 직장에 관련된 사정 때문에 발생한다. 집안환경(예: 이혼, 출 산 등)는 일시적인 빈곤에 매우 중요한 영향을 미쳤고 이전소득의 감소(예: 복리후생의 자 격요건을 결정하는 조건의 변화 등)는 2년 연속 빈곤한 경우에 좀 더 큰 영향을 미치는 요 18 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

21 서론 소였다. 사회적 이동은 소득 불균형이 낮은 국가에서 더 높게 나타나는 경우가 일반적이고 그 반대 의 경우도 마찬가지이다. 이것이 실질적으로 의미하는 바는 기회의 평등을 성취하면 평등한 결과가 나타나게 된다는 점이다. 이 보고서는 많은 질문에 대한 답을 제시하지 않고 있다. 여기에서는 향후 더 많은 불균형 이 불가피한지 여부를 고려하지 않고 있다. 보고서에서는 불균형 심화를 야기하는 다양한 원인 의 상대적 중요성을 묻는 질문에 대답을 제시하지 않고 있다. 불균형 해소를 위해 선진국에서 무엇을 해야 하는지에 대해서도 상세한 해답을 제시하지 않고 있다. 그러나 일부 국가의 불균 형은 다른 국가에 비해 약간 증가했거나 심지어 감소했음을 보여주고 있다. 또한 국가간 차이 의 이유가, 좀 더 효과적인 재분배를 통해서이건 국민들이 스스로 자립할 수 있는 능력에 좀 더 투자해서이건 간에 서로 다른 정부정책 때문임을 보여주고 있다. 이 보고서의 핵심적인 정 책메시지는 불평등 증대의 이유가 세계화이건 다른 이유이건 무력감을 느낄 필요는 없다는 점 이다. 즉, 좋은 정부 정책이 차이를 만들 수 있다. 이 책은 다음과 같이 구성되어 있다. 이 보고서의 첫 부분을 구성하는 제 1장에서는 가구별 경제적 필요의 차이를 감안한 가구 현금소득을 기준으로 소득 불균형의 수준과 추세를 설명하고 있다. 보고서의 두번째 부분에서는 소득 불균형에 있어서 이러한 추세를 견인하는 주요 요인들을 좀 더 자세히 살펴본다. 제 2장에서는 인구 고령화의 역할과 생활 구조의 변화에 특히 초점을 맞추고 있다. 제 3장에서는 노동자들 간의 근로소득 불균형과 가구간 고용기회의 분배 문제, 제 4장에서는 정부가 가구로부터 징수하는 세금과 각 가정에 제공하는 현금이전을 통해 수행 하는 정부 재분배를 다루고 있다. 보고서의 세번째 부분은 빈곤층, 특히 현금소득분배의 말단에 위치한 이들의 생활 조건에 초점을 맞추고 있다(제5장). 제6장에서는 저소득 기간이 어느 정도까지 지속되는가를 다루고 있고, 제 7장에서는 적정한 생활수준을 누리기 위해 필요한 물품과 편의시설에의 접근성을 기 준으로 빈곤을 측정하고 있다. 보고서의 네번째 부분에서는 경제적 불평등의 다른 측면을 바라보았을 때 OECD 회원국들 을 어떻게 비교할 수 있는가를 평가하는데, 특히 이러한 측면들이 부모로부터 자식들에게 어떻 게 전달되는가(제8장), 현금소득의 격차가 국가에서 제공하는 현물 서비스에 의해 어느 정도까 지 감소되는가(제9장), 저소득 가정이 순자산도 낮은가(제10장)에 초점을 맞추고 있다. 제11장은 앞장에서 도출한 주요 결론들을 일부 개괄적으로 살펴보고 소득 불균형과 빈곤을 낮추기 위한 정책의 의미를 논한다. OECD는 향후 수년간 이러한 주제를 놓고 연구를 수행하고자 한다. 회원국의 소득 불균형 과 빈곤의 추세를 계속해서 모니터링하고, 자료 비교성의 개선과 가입국들 (중국, 에스토니 아, 이스라엘, 러시아, 슬로베니아)과 OECD에의 참여 강화 프로세스를 이미 시작한 국가 들(브라질, 칠레, 인도, 인도네시아, 남아공)이라는 양 측면에서 대상 국가를 확대하기 위해 노 력할 것이다. 또한 불평등 추세를 결정짓는 요소에 대한 이해를 심화하며 불평등을 완화하고 기회의 평등을 확대하기 위해 어떠한 정책적 노력을 기울어야 하는가를 파악하기 위한 분석을 실시하고자 한다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 19

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23 제1절 불평등의 주요 특징

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25 제1절 제1장 OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? * 소득 불균형은 지난 20년간 완만하지만 상당한 규모로 증가해왔다. 국가별로 시기와 정도, 변화의 방향만 다를 뿐이다. 일정 시기의 전반적인 소득 불균형에 있어서 국가 간 차이가 큰 것은 분배의 유사한 시점에서 사람들의 소득 수준 차가 비슷하게 크다 는 사실을 의미한다. 즉, 분배의 한쪽 끝에서 OECD 회원국 중 수위를 차지하는 국가 들이 다른 쪽 끝에서는 뒤처지는 모습을 보인다. * 이 장은 OECD 사회정책과의 마이클 포스터와 마르코 미라 데콜이 작성했다.

26 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 서론 모든 OECD 국가에서 정책 토론이 벌어질 때면, 개방적인 지식 집약적 경제에서 발전할 여 건이 되는 이들과 그렇지 못한 이들 간의 경제적 격차 증가에 대해 우려하는 목소리가 점점 높아지고 있다. 이를 제대로 판단하기에 적합한 시각은 가구소득 분배에 관한 정보의 제공을 통해 가능해진다. 물론 소득격차는 경제적 불평등을 측정하는 수단 가운데 하나일 뿐이며 국가 내, 그리고 국가간 경제적 안녕을 비교하는 하나의 요소일 뿐이다. 뿐만 아니라 소득격차는 개 인간 선호도 차이를 반영할 수 있으며 경제적 자원의 불완전한 측정에 기반하고 있다. 이러한 한계에도 불구하고 소득격차는 경제적 자원의 다른 측정기준들에 비해 다른 국가와 좀 더 안 정적으로 비교할 수 있는 기준이며 이러한 비교는 일반 국민들과 정책 입안자들의 관심을 끄 는 패턴을 강조해준다. 이 장에서는 국가별 컨설턴트 네트워크를 통해 수집된 자료를 기준으로 1980년대 중반부 터 2000년대 중반까지의 기간 동안 OECD 회원국들의 소득분배 개요를 보여주고 있다. 컨설 턴트들은 국가별로 대표적인 출처에서 제공된 미시데이터를 기반으로 공통 방법론과 가정을 사용해 상세 표를 작성한 후 OECD에 정기적으로 제공하고 있다. 이 보고서에서 사용된 기본 적인 소득 개념의 특징은 다음과 같다. 가구세금을 뺀 순 가구가처분 소득의 현금분배액을 의미 (예: 집 소유자의 귀속집세 등의 항목은 제외) 한 가구에 여러 명이 거주하며 각 개인이 그 가구의 소득에 기여하는 경우 이들간의 분배를 의미 가구소득은 공통적이지만 자의적인 파라미터를 통해 가구 욕구의 차이를 반영할 수 있도록 조정 이 보고서에 사용된 자료의 주요 특징은 부록 1.A1에서 설명하고 있으며 국가별로 사용된 자료의 출처에 대한 추가 설명은 표 1.A1.1에 나와 있다. 가구 소득 분배를 국가별로 어떻게 비교하고 있는가? 가구별 가처분 소득분배의 전반적인 양상은 OECD 회원국 별로 크게 다르다. 이러한 차이는 저변의 분배에 관한 요약지수를 통해 강조될 수 있을 것이다. 그림 1.1에서는 이러한 지수들 가 운데 가장 잘 알려진 2000년대 중반 지수(지니계수)를 보여주며 국가는 지니계수가 커지는 순 서대로 순위가 매겨져 있다(숫자가 커질수록 가처분 소득 분배 격차가 커짐을 의미). 1 국가간 차 이는 크며 가장 큰 국가(멕시코)의 소득 불균형은 가장 작은 국가(덴마크)의 두 배에 달한다. 24 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

27 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 그림 년대 중반, OECD 국가의 소득불균형 지니계수 덴 마 크 스 웨 덴 룩 셈 부 르 크 오 체 스 코 트 리 아 슬 로 바 키 아 핀 란 드 벨 기 에 네 덜 란 드 스 위 스 노 르 웨 이 아 이 슬 란 드 프 랑 스 헝 독 호 가 일 주 리 OECD-30 한 국 캐 나 다 스 일 페 본 인 그 리 스 아 일 랜 드 뉴 영 질 국 랜 드 이 탈 리 아 폴 미 란 국 드 포 터 르 키 투 갈 멕 시 코 StatLink 주: 왼쪽에서 오른쪽으로 갈수록 지니계수가 커진다. 사용된 소득개념은 현금 가처분 가구소득을 가구규모를 감안하여 조정한 것이 며 탄력성은 0.5이다. 출처: OECD 소득 분배 설문지 여러 국가를 묶어 좀 더 균일한 범주로 집단화하는 경우에는 어느 정도의 자의성이 개입되 기 마련이지만 그림 1.1은 다섯 개 집단 사이의 차이를 다음과 같이 보여주고 있다. 도표 왼쪽 끝에는 덴마크와 스웨덴이 있는데 지니 계수는 대략 0.23으로 OECD 평균과 0.07 포인트(25%)이상 차이가 난다. 이 그룹에 속하는 국가들은 소득격차가 매우 작다 고 말할 수 있다. 두번째 집단은 지니 계수가 OECD 평균보다는 낮지만 앞서의 집단보다는 그 정도가 약하 다. 여기에는 (지니계수가 작은 순서로) 룩셈부르크, 오스트리아, 체코, 슬로바키아, 핀란드, 네덜란드, 벨기에, 스위스, 노르웨이, 아이24슬란드, 프랑스, 헝가리, 독일, 호주가 속하며 지 니 계수는 0.26에서 0.30사이이다. 이는 OECD 평균보다 17%에서 3%가량 낮은 수치이다. 세번째 집단에는 지니계수가 OECD 평균을 웃도는 국가들이 속해있는데 두번째 집단보다 지니계수가 크게 높지는 않다. 여기에는 한국, 캐나다, 스페인, 일본, 그리스, 아일랜드, 뉴질 랜드, 영국이 있으며 지니 계수는 0.31에서 0.34이고 OECD 평균을 최대 0.25포인트(1%에 서 8%사이)까지 초과하고 있다. 네번째 집단에는 이탈리아, 폴란드, 미국, 포르투갈이 속해 있으며 지니 계수는 OECD 평균 을 0.04에서 0.07포인트(13%부터 24%까지) 초과하고 있다. 지니 계수가 가장 높은 집단은 터키와 멕시코였는데 소득불균형이 매우 높았다(OECD 평균 을 38%와 52% 초과). 그러나 과거에 비해 정도가 약해진 것은 사실이다. 지니 계수는 분배의 성격을 보여주는 여러 요약지수 중 하나일 뿐이다. 요약지수 별로 민 감함을 보이는 로렌츠 곡선의 부분이 다르기 때문에 어떤 측정방법이 사용되었는가에 따라 국 가의 순위는 부분적으로 달라질 수 있다. 표 1.A2.2는 지니계수와 비교하여 네 개의 다른 소 득불균형 요약 측정법을 보여준다. 전반적으로 이러한 여러 측정 방법들은 일관된 결론을 전달 하는데, 즉, 서로 다른 불균형 측정법과 지니계수간의 국가간 상관관계는 대수편차평균 Mean Log Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 25

28 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? Deviation의 경우 0.95를 초과하고 십분위율 P90/P10, 제곱변동계수 Square Coefficient of Variation 0.80 에 십분위율 P50/P10이라는 사실이다. 2 사용된 측정방법에 따라 국가의 순위가 올라가기도 하 고 내려가기도 했지만 전반적으로 측정방법이 달라져도 큰 변화는 없었다. 소득 불균형 수준에 대한 국가별 순위가 불확실한데에는 사용된 측정방법에 대한 민감도 외에 다른 이유도 있다. 첫번째 이유는 같은 국가에 대해 제공된 통계자료의 출처가 다르면 소 득분배의 양상이 달라질 수 있는데 통계자료가 동일한 가정과 계산법에 근거한 것이라도 마찬 가지이다. 이러한 상황에서 실증적인 주장을 근거로 어떤 통계적 자료가 더 바람직한지를 결정 하는 것은 어려운 일이다. 3 표 1.A2.3은 세 개의 서로 다른 데이터 출처로부터 추출한 OECD 국가의 가구소득 지니계수를 비교하고 있다. 대부분의 경우 차이는 비교적 작았으나 일부 국가 는 차이가 꽤 컸는데 그렇다 해도 순위를 크게 변동시킬 정도의 차이는 아니었다. 4 요약 불균형 측정법으로 여러 국가를 비교할 때 주의해야 하는 두번째 이유는 일부 국가의 경우 소득 불균형이 전체 분배 중 어떤 부분에서는 다른 국가보다 높지만 다른 부분에서는 낮 을 수도 있기 때문이다. 5 하지만 실제상황에서는 이런 일이 발생한 경우는 극소수였다. 6 동일 국가의 자료 출처와 불균형 평가의 가능성 간의 차이는 분배의 어떤 부분을 고려했는가에 따 라 달라지게 되는데 이는 국가간 소득 분배 비교에 주의를 기울어야 한다. 그러나 이들 요소 중 어떤 것도 여기에서 강조한대로 소득불균형은 국가별로 격차가 크며 통계적 과장 의 산물이 아니다 라는 결론을 부정할 정도로 크지는 않았다. 가구소득 분배의 격차가 시간이 흐르면서 커졌는가? 정책적인 시각에서 소득 분배 변화의 국가간 비교는 수준의 비교보다 훨씬 의미가 큰 경우 가 많다. 이런 점에서 OECD자료는 여타 데이터 출처와 비교해 장점을 갖고 있는데, OECD 자 료가 일시적으로 일관성을 보이거나 (대부분의 경우) 이러한 일이 발생할 때 불연속성에 대한 시정을 허용하는 일련의 자료에 의존하고 있기 때문이다. 7 그림 1.4는 서로 다른 기간에 가구 가처분 소득에 대한 지니 계수의 변화인데 국가간, 기간별 소득분배의 유의미한 차이를 보여주 고 있다. 1980년대 중반부터 1990년대 중반까지 10년간은 분배격차가 주로 증가했다. 특히 멕시코, 뉴질랜드, 터키에서 두드러졌으나 이탈리아, 포르투갈, 영국, 미국, 그리고 체코와 헝가리 (1990년부터 자료 제공)에서도 나타났다. 이 기간 중 소득불균형이 감소한 국가는 소수에 불과했다(캐나다, 덴마크, 프랑스, 아일랜드, 스페인). 기간별 자료가 제공된 OECD 24개국 의 평균 소득 분배는 포인트만큼 벌어졌는데 멕시코를 제외하면 대략 6%, 터키를 제 외하면 약간 더 줄어들었다(0.014포인트, 5%). 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지 10년간의 패턴은 좀 더 다양했다. 몇 개 국가 특히 캐나다, 핀란드, 독일, 노르웨이, 포르투갈, 스웨덴, 미국에서는 소득 분배가 다시 벌어졌으나 10개국에서는 줄어들었는데 멕시코와 터키에서는 크게 감소했고 호주와 그리스, 아일랜드, 네덜란드, 영국에서도 감소세를 보였다. 이 기간 중 불균형 변화의 평균값 은 특히 멕시 코와 터키의 변화에 따라 크게 달라지는데 이들을 포함시키면 소득불균형의 평균 증가는 0.002포인트에 불과하나 이들을 제외하면 0.07포인트(2%)로 높아지기는 하지만 앞선 10년 에 비해서는 여전히 낮다. 2000년 이래 소득불균형은 캐나다와 독일, 노르웨이, 미국에서 26 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

29 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 크게 증가했으며(이탈리아와 핀란드에서도 증가했으나 정도는 약했다) 영국과 멕시코, 그리 스, 호주에서는 감소했다(스웨덴과 네덜란드에서도 감소했으나 그 정도는 약했다). 전반적으로 1980년대 중반부터 2000년대 중반까지의 주도적인 양상은 불평등의 증가가 상 당히 광범위하게 나타났다는 것이고(전체 국가의 3분의 2), 감소는 프랑스, 그리스, 아일랜 드, 스페인, 터키에서 나타났다(그러나 2000년의 자료는 아일랜드와 스페인에 국한된다). 핀란드, 노르웨이, 스웨덴의 경우 (낮게 시작하여) 증가세가 크게 나타났고 독일과 이탈리 아, 뉴질랜드, 미국(앞의 4개국보다 높았음)에서도 컸다. 자료가 제공된 OECD 24개국에서 누적 증가분은 대략 0.02포인트, 7%였으며 대부분의 증가세는 첫 10년에 나타났고 멕시코 와 터키를 제외해도 유사한 변화를 보였다. 8 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아일랜드 이탈리아 일본 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 포르투갈 스페인 스웨덴 터키 영국 미국 OECD-24 OECD 년대 중반부터 1990년대 중반까지 그림 1.2. 소득불균형의 흐름 다른 기간에서의 지니 계수의 포인트 변화 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지 누적변화 (1980년대 중반부터 2000년대 중반까지) StatLink 주: 첫번째 그래프에서는 체코, 헝가리, 포르투갈, 서독의 1990년경부터 1990년대 중반까지의 변화를 참조했다(호주, 폴란드, 스위 스의 자료는 없음). 두번째 그래프에서는 오스트리아, 체코, 벨기에, 아일랜드, 포르투갈, 스페인의 1990년대 중반부터 2000년 경까지의 변화를 참조했다(이들 국가는 EU-SILC 기준의 2005년 자료가 이전 기간의 자료와 비교 가능하지 않은 것으로 간주). OECD-24는 전체 기간의 자료가 나와 있는 OECD 국가의 단순 평균을 나타낸다(호주를 제외하고 상기 나타난 모든 국가). OECD-22는 OECD-24에 나타난 국가 중 멕시코와 터키를 제외한 국가들이다. 출처: OECD 소득분배 설문결과를 근거로 계산. 이렇게 관찰된 소득불균형의 증가분이 얼마나 대규모 인가? 이 (간단한) 질문에 간단하 게 대답한다는 것은 쉬운 일이 아니다. 첫째, 이러한 유형의 정성적 평가는 평가 주체의 경험적 판단에 따라 달라진다. 불균형에 크 게 신경 쓰지 않는 사람들에게는 조금 증가한 것으로 보이는 지니 계수가 평등사회 구 현에 대한 의지가 대단한 이들에게는 훨씬 크게 보일 수도 있다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 27

30 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 둘째, 불평등 측정방법바다 경계가 다르기 때문에 방법 별로 규모가 달라진다. 예를 들어서 2000년대 중반까지 20년간의 자료를 갖고 있는 OECD 22개국에 걸쳐 십분위율(P90/P10) 은 평균 0.3포인트, 즉 7% 증가를 기록한 반면, 사분위율(S80/S20)과 MLD(대수편차평 균), SCV(제곱변동계수)는 각각 10%, 9%, 30% 증가하여 지니 계수에 대해 더 큰 증가세 를 보였다 (표 1.A2.4). 셋째, 소득불균형의 요약 측정법마다 민감도를 보이는 분배의 부분이 서로 다르기 때문이 다. 9 소득불균형의 지니계수에 있어서 변화를 비교하는 직관적인 측량법은 블랙번 Blackburn (1989)이 제시했는데 그는 두 분배의 지니 계수 차이는 평균 아래의(위의) 사람으로부터 평 균 위의 (아래의) 사람에게 이전되는 평균 소득의 총합의 0.5퍼센트만큼의 가치라고 주장한다. 이를 근거로 계산해보면 지니계수 2퍼센트 증가는 평균 이하의 모든 이들의 평균 소득 4%를 평균 이상의 모든 이들에게 (가설로) 이전하는 것과 동일하다. 물론 분배의 평균 이상에 위치 하는 사람들은 하위에 위치하는 사람들보다 소득이 높다(OECD 국가의 경우 평균 2.5배 높 다). 이것이 의미하는 바는 지니계수를 2포인트 변화시킨다는 것은 평균 이하에 위치한 사람들 각자가 자신의 소득 7%를 평균 이상의 사람들에게 이전하는 것과 같으며 이 경우 평균 이상 인 사람들의 소득은 3% 가까이 증가한다. 전체적으로 이것이 말해주는 것은 20년간 OECD 국가에서 기록된 소득 분배의 격차 증가가 급격하지는 않지만 유의미하다는 것이다. 이러한 소득분배의 전체적인 변화는 그 자체로 소득 분배의 여러 시점에서 사람들의 소득 증가 속도가 다른데 따른 결과이다. 소득집단 별 실질소득의 변화는 유의미한데 거기에는 몇 가지 이유가 있다. 첫째, 경제 성장이 서로 다른 국가에 살고 있는 개인들의 안녕에 중요한 요 소라면 경제가 어떻게 성장하느냐(예: 어떤 소득집단이 가장 큰 수혜를 입느냐)가 소득불 균형에 있어 중요한 의미를 가질 것이다. 둘째, 높은 소득증가율을 경험하고 있는 국가에서는 소득격차의 증가가 복지에 미치는 영향이 모두의 소득이 감소하는 경우와는 다를 것이다. 표 1.1은 20년간(1980년대 중반부터 90년대 중반까지, 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지) 소득분배의 각기 다른 시점에 있는 사람들의 실질 가처분 소득의 연도별 평균 변화를 보여주 고 있다. 양상은 기간 별로 달랐으며, 일반적으로 분배의 전 범위에 걸쳐 소득증가율의 차이가 컸다. 지난 10년간 소득증가의 절대속도가 빨랐던 것은 분배의 전 범위에 걸쳐 일반적으로 사 람들에게 혜택을 주었다. 물론 국가별로 차이가 있기는 했는데 예를 들면 벨기에, 독일, 일본, 터키에서는 분배의 하위 사분위에 위치한 사람들의 실질소득이 감소했으며 멕시코와 일본에서 도 감소했지만 앞의 국가들보다는 그 정도가 약했다. 고려대상이 된 모든 OECD 국가에서 평 균적으로 사분위의 상위에 위치한 사람들은 두 기간 모두 하위의 사람들보다 더 큰 소득 증가 를 기록했으나 그 차이는 두번째 기간이 첫번째 기간보다 작았다. 10 소득 사분위에 걸쳐 대응되는 소득의 이러한 증가율 차이는 여러 가지로 소득분배에 영향 을 미쳤다. 주요 영향은 몇몇 국가에서 중산층 이 전체 평균에 비례하여 기반을 잃었다는 것이다. 이러한 상대적인 하락은 각국의 평균 소득에 대한 중위 median 소득(예: 분 배의 정 중앙에 위치한 사람의 소득)의 비율 변화를 살펴봄으로써(그림 1.3) 설명할 수 있다. 즉, 이 비율이 1 미만으로 많이 떨어질수록 중산층의 소득은 사회 다른 집단, 특히 분배의 상 위계층의 사람들과 비교하여 더 많이 떨어지게 된다. 평균 소득에 대한 중위 소득의 비율은 대 부분의 국가에서 1980년대 중반(혹은 그 이전)부터 떨어지기 시작했는데 예외인 국가들은 네 덜란드와 그리스(이 기간 내내 증가), 호주와 뉴질랜드, 터키(1990년대 중반 이후 증가)이다. 28 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

31 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 평균소득 대비 중위소득 비율의 하락은 1980년대 중반부터 1990년까지의 10년간 뉴질랜드에 서 특히 두드러졌고 캐나다, 핀란드, 미국에서는 전체 기간 중 대략 10%가량 하락했다. 표 1.1 오분위별 실질가구소득의 흐름 1980년대 중반부터 1990년대 중반까지 평균 연간변화 최하위 오분위 중간 세 개의 오분위 최상위 오분위 중위 평균 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지 평균 연간변화 최하위 오분위 중간 세 개의 오분위 최상위 오분위 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아일랜드 이탈리아 일본 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 포르투갈 스페인 스웨덴 터키 영국 미국 OECD OECD 중위 평균 StatLink 년대 중반부터 2000년까지의 기간 중 오스트리아, 체코, 벨기에, 아일랜드, 포르투갈, 스페인의 변화(EU-SILC를 기준으로 한 2005년 자료는 이전 연도의 자료와 비교 가능하지 않은 것으로 간주). 2. OECD-22는 전체 기간에 걸친 자료가 나와 있는 모든 국가의 단순 평균을 의미(호주, 체코, 헝가리, 아이슬란드, 한국, 폴란드, 슬로바키아, 스위스는 제외) 3. OECD-20은 멕시코와 터키를 제외한 나머지 20개국을 의미. 출처: OECD 소득분배 설문결과로 계산 각 오분위별 소득증가속도의 차이는 전체 소득 중 각 오분위가 차지하는 비율을 변화시켰 다. 지난 10년간 하위 오분위에 위치한 사람들의 소득 비율은 대부분의 국가에서 대체로 꾸준 했고 이탈리아와 멕시코가 약간 증가했으며 오스트리아, 캐나다, 핀란드, 독일, 아일랜드, 스웨 덴, 미국에서 약한 감소세를 보였다(표1.2). 소득분배의 중위권과 상위권의 변화를 보면 국가 별로 좀 더 다양한 양상이 나타난다. 중간의 세 개 오분위가 차지하는 소득 비율은 아일랜드, 멕시코, 터키(소득격차가 크지만 빠르게 줄어들고 있는 국가들)는 크게 증가(2포인트 이상)했 고 일본과 네덜란드, 뉴질랜드도 증가했으나 그 정도는 약했다(0.5에서 2포인트 사이). 노르웨 이에서는 크게 하락했고 캐나다, 덴마크, 핀란드, 프랑스, 독일, 이탈리아, 스웨덴, 미국에서도 정도는 약했지만 감소했다. 최상위 오분위의 소득 비율이 크게 늘어난 것은 캐나다, 핀란드, 노 르웨이의 소득격차 증가현상을 견인했고 (정도는 약하지만) 오스트리아, 덴마크, 독일, 이탈리 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 29

32 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 아, 스웨덴, 미국에서도 마찬가지의 현상이 나타났다. 반면 부호들의 소득 비율이 크게 줄어들 어 소득불균형이 감소한 국가는 아일랜드, 멕시코, 터키였다. 상위권의 소득증가분은 이 보고서 에서 사용된 일반 인구 여론조사에서 다소 축소되어 보고되었을 가능성이 있다(박스 1.1). 이 는 OECD 소득분배 설문지에 나오는 대로 전체 인구의 상위 1%가 차지하는 소득비율의 증가 액이 미국, 영국, 캐나다의 납세기록에 보고된 훨씬 더 큰 증가분(1980년대 중반 이후)에 못 미친다는 사실을 보면 알 수 있다. 그림 1.3. 평균 가구 가처분소득 대비 중위소득의 비율 변화 미국 독일 일본 핀란드 캐나다 이탈리아 노르웨이 영국 프랑스 스웨덴 네덜란드 뉴질랜드 그리스 덴마크 1970년대 중반 1980년대 중반 1990년대 중반 2000년대 중반 1970년대 중반 1980년대 중반 1990년대 중반 2000년대 중반 StatLink 출처: OECD 소득분배설문결과로 계산. 표 1.2. 소득 오분위별 소득 비율의 증감 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지 포인트 변화 하위 오분위 중간 세 개 오분위 상위 오분위 급격한 증가.. 아일랜드, 멕시코, 터키 캐나다, 핀란드, 노르웨이 완만한 증가 이탈리아, 멕시코 일본, 네덜란드, 뉴질랜드, 영국 오스트리아, 덴마크, 독일, 이탈리아, 스웨덴, 미국 안정적 완만한 감소 호주, 벨기에, 체코, 덴마크, 프랑스, 그리스, 헝가리, 일본, 룩셈부르크, 네덜란드, 뉴질랜드, 노르웨이, 포르투갈, 스페인, 터키, 영국 오스트리아, 캐나다, 핀란드, 독일, 아일랜드, 스웨덴, 미국 호주, 오스트리아, 벨기에, 체코, 그리스, 헝가리, 룩셈부르크, 포르투갈, 스페인 캐나다, 덴마크, 프랑스, 핀란드, 독일, 이탈리아, 스웨덴, 미국 호주, 벨기에, 체코, 프랑스, 헝가리, 일본, 룩셈부르크, 포르투갈, 스페인 그리스, 네덜란드, 뉴질랜드, 영국 급격한 감소.. 노르웨이 아일랜드, 멕시코, 터키 주: 소득비율의 급격한 증가와 감소는 2퍼센트 포인트를 초과하거나 미만인 경우를 의미. 완만한 증가와 감소는 0.5와 2포인트 사이를 의미. 안정적 이라 함은 ±0.5포인트 사이의 소득 비율 변화를 의미. 오스트리아, 벨기에, 체코, 덴마크, 프랑스, 아일 랜드, 일본, 폴란드, 포르투갈, 스페인의 경우, 자료는 1990년대 중반부터 2000년경까지 기간 중 변화를 나타낸다. 출처: OECD 소득분배 설문지. 30 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

33 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 박스 1.1. 고소득층의 변화 이 보고서에서 사용된 가구소득 설문평가는 고소득층의 소득 측정에는 적절하지 않다. 왜냐하면 좁은 의미의 소득 정의가 사용되었고 고소득자들은 소득을 비밀에 부치는 경우가 일반적이며 무응답 비율이 높기 때문이 다. 첫번째 요소의 경우 주요 특징은 이 보고서에서 사용된 (현금성) 소득개념이 부유층에게 불균형하게 발 생하는 소득 원천(자본 및 원천근로소득, 스탁옵션 등 관리자들이 받는 보상 패키지 중 비급여성 요소)에서 빠져있다는 점이다. 두번째 요소의 주요 특징은 설문조사 자료가 주어진 기준을 넘어선 ( 탑 코드 ) 소득 또는 근로소득의 상한선을 정했느냐의 여부이다. 상한선 설정은 미국의 대부분의 소득분배 분석 자료에 영향 을 미치는데 이들 자료는 상시 인구조사의 연례 사회경제적 보충자료 Annual social and Economic Supplement 에서 나온 공적 용도 자료에 근거한 것으로 인구조사국이 최고소득에 대해 적용한 기밀유지 제한의 변화에 영 향 받는다(소득불균형의 기록된 증가를 완화). 그런데, 이 보고서에서 제시된 미국 자료는 인구조사국의 내부 파일에 근거한 것이므로 이러한 문제의 영향을 덜 받는다. 소득분배의 최상위 부분의 변화를 포착하기 위한 인구조사 자료의 대안은 납세기록이다(미신고자의 소득을 설명하기 위해 조정). 상위 1%의 고소득자들이 벌어들인 세전근로소득의 비율 자료를 보면 1970년대 중반 이후 호주, 캐나다, 아일랜드, 영국, 미국, 캐나다에서는 크게 증가(70% 이상)하는 모습을 보였고 독일과 일 본, 뉴질랜드, 스페인, 스웨덴에서는 증가율이 이보다는 낮았으며(10%에서 25% 사이) 프랑스와 네덜란드에 서는 감소(10% 내외)했다(Leigh, 2007). 극소수의 예외가 있기는 하지만 전체 인구 중 상위 1%의 소득이 차지하는 비율의 변화는 소득분배범위 중 최상위 십분위의 소득 비율이 증가한 이유를 대부분 설명해준다. 이러한 세금 자료가 고소득층의 변화를 포착하는데 좀 더 유용하지만 또한 최근의 추세를 평가하기 위한 장 기적 맥락을 보여주지만- 이러한 자료는 세금 신고를 통해 자본(및 기타) 소득을 신고하는 납세자에게 인센 티브를 주는 조항이 바뀌면 영향을 받게 된다(Reynolds, 2007). 그러나 미국의 경우 상위 1% 소득 비율의 급격한 증가사실이 다른 행정적 출처(예: 미국 사회보장국의 개인소득 자료)와 개인세 및 법인세 납세를 다 룬 연구 자료에 의해서도 확인되었다(Burtless, 2007). 호주 영국 스웨덴 상위 1%의 세전 소득 비율 프랑스 뉴질랜드 미국 일본 캐나다 아일랜드 독일 네덜란드 스페인 출처: Leigh (2007), 다운로드 StatLink 상기 설명된 소득분배의 변화가 여러 요소의 작용(이후에 좀 더 상세히 설명)을 반영하고 있기는 하지만 핵심적인 차이는 가처분 소득(세금 및 정부 이전 후 소득)과 시장소득(근로소 득, 개인사업 및 자본소득의 합이며 세전 기준)의 불균형에 있다. 이 두 가지 소득 개념에 대 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 31

34 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 한 불균형의 변화는 시장의 힘과 정부 정책의 영향 간의 차이(첫번째 근사치에 대한)를 허용 하고 있다. 이 차이는 중요한데 정부가 일반적으로 세금과 복지 체계를 통해 시장소득의 불균 형 증가를 완화할 수 있지만 이것이 오랫동안 지속될 수는 없기 때문이다. 정부가 할 수 있는 재분배에도 한계가 있는데, 특히 공공지출(예: 인구 고령화로 인한 지출 등)에 대한 다른 압력 이 높아질 때 그러하다. 그림 1.4는 이러한 두 가지 소득 개념에 대한 지니 계수의 변화를 보 여주고 있는데 각 국가별 첫 관찰 자료에 대한 대수를 담고 있다. 1980년대 중반부터 1990년 대 중반까지 10년간은 주로 시장소득 분배 격차의 증가에 의해 소득불균형이 커졌고 이것은 프랑스를 제외한 모든 국가에 영향을 미쳤다. 이 기간 동안 각국 정부는 가구 세금과 전체적인 (캐나다와 스웨덴)현금지원 또는 부분적인(다른 모든 국가들, 그림 1.4 참조) 현금지원을 통해 이러한 격차 증가를 상쇄했다. 국가간 차이는 1995년부터 훨씬 더 두드러졌다. 이 기간 중 시 장소득불균형은 네덜란드에서는 크게 떨어졌고 정도는 약했으나 호주, 뉴질랜드, 영국, 스웨덴 에서도 감소했으며, 덴마크와 핀란드, 프랑스에서는 안정화되었고 다른 국가에서는 증가했다 (독일, 이탈리아, 일본, 룩셈부르크의 경우 빠른 속도로 증가). 가처분 소득 불균형은 이전 기 간보다는 약했지만 증가했는데, 이러한 증가의 상당 부분은 세금과 이전 시스템을 통한 재분배 가 저조했음을 반영하고 있으며 이는 특히 캐나다, 네덜란드, 스웨덴에서 두드러졌고 미국에서 는 정도가 비교적 약했다. 그림 1.5는 1980년대 중반부터 2000년대 중반까지의 전체 기간 중 15개 OECD 국가의 가처분 소득 및 시장소득 분산의 평균 추세를 보여준다. 그림 1.5는 그림 1.4보다 훨씬 더 보 수적인 방식으로 일부 유의미한 차이를 강조하고 있다. 평균적으로 여기 고려된 15개국(호주 만 제외하고 그림 1.4와 동일)에 걸쳐 1980년대 중반부터 1990년대 중반까지 10년간 관찰된 소득불균형의 증가는 시장소득 분배의 불균형을 반영했는데 이는 정부의 현금이전 및 가구단 위 세금을 통해 부분적으로 상쇄되었다. 반대로 1990년대 중반부터 2000년경까지는 시장소득 불균형의 증가세가 주춤했으며 가처분소득불균형의 증가가 공적이전과 가구단위세금의 효과를 주로 반영했다. 시장소득불균형의 안정화는 정부 보조금으로 살던 사람들을 일터로 유인하는, 몇몇 OECD 국가에서 도입한 복지개혁의 성공을 보여준다(OECD 2005). 그러나 최근에는 세 금과 이전을 통해 재분배됨으로써 시장소득불균형이 부분적으로 상쇄되는 과거 패턴으로의 복 귀 양상이 나타났다. 다행히 속도는 과거에 비해서 느려졌지만 이러한 변화가 보여주는 것은 앞서의 시장소득불균형 감소는 단기적인 것일 수 있으며 좀 더 평등한 시장소득 분배를 위해 서는 더욱 강력한 개혁이 필요하다는 점이다. 이러한 시장소득불균형의 변화가 여러 요소 간 비중의 변화와 관련된 경우도 많지만 상관관계가 매우 복잡하며 다른 요소들 역시 작용하고 있음을 보여준다(박스 1.2). 소득분배의 요약 측정치의 다음 단계: 각 분위별 소득 수준 소득불균형이 OECD 국가간 사회, 경제적 조건을 비교하는 여러 요소 중 하나일 뿐이기는 하지만 이 보고서에서 제시된 자료들은 평가에 관련된 다른 측면들도 조명하고 있다. 그 중 하 나는 분배범위의 서로 다른 지점에 분포한 사람들의 가구가처분 소득의 절대수준 absolute level이 다. 그림 1.6은 소득분배의 각 십분위에 속하는 사람들의 평균소득 뿐 아니라 여러 OECD 국 가의 평균소득(분배의 서로 다른 십분위에 속하는 사람들 전체의 평균 소득)을 보여주고 있 다. 11 소비단위당 평균 가처분 소득은 미화 22,000달러를 상회하며 룩셈부르크가 1위(미화 32 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

35 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 그림 1.4. 시장소득 및 가처분소득의 불균형 추세 지니계수, 보고된 최초년도의 값에 연동 가처분소득 시장소득 호주 캐나다 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 이탈리아 일본 룩셈부르크 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 스웨덴 영국 미국 StatLink 주: 각국의 그래프에 표시된 점선은 가용 관찰 자료를 나타낸다. 실선은 이러한 관찰 수치간의 보간법( 補 間 法 )을 사용해 만든 것이 다. 시장소득과 가처분소득의 지니계수는 각 소득 개념에 기준해 순위를 매긴 사람들을 기준으로 한 것이다. 출처: OECD 소득분배 설문지. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 33

36 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 그림 1.5 시장소득 및 가처분 소득 불균형 추세, OECE 평균 지니계수, 1980년대 = 1.0 시장소득 가처분소득 StatLink 주: OECD-15은 1980년대 중반부터 2000년대 중반까지 전체 기간에 걸쳐 자료가 나와 있는 국가(캐나다, 덴마크, 핀란드, 프랑 스, 독일, 그리스, 이탈리아, 일본, 룩셈부르크, 네덜란드, 뉴질랜드, 노르웨이, 스웨덴, 영국, 미국)의 평균이다. 시장소득과 가 처분소득의 지니계수는 각 소득개념에 근거해 순위를 매긴 사람들을 기준으로 했다. 출처: OECD 소득분배설문지 40,000 달러 초과), 그 다음이 미국(미화 33,000달러), 노르웨이(미화30,000달러)였다. 최하 위는 터키와 멕시코로 미화 7,000달러 수준이었다. 소비단위당 평균가처분소득은 전통적인 일 인당소득(NNI) 측정법보다 낮지만 이 두 방법은 상호간에 밀접히 연관되어 있다. 12 소득분배 의 전반적인 폭 -소득의 최상위 십분위율과 최하위 십분위율의 평균 소득차로 측정하며 단위 는 미화 PPP(구매력지수)율- 도 국가별로 크게 다르며 상하위간 평균 소득격차는 슬로바키아 의 경우 미화 2만 달러 미만이었고 미국은 8만5천 달러를 초과했다. 여러 국가의 소득분배 범위 중 비교 가능한 지점에 위치한 사람들간 소득수준의 국가간 차 이를 강조하는데 좀 더 적합한 형태로서 위와 동일한 데이터를 제시할 수도 있다. 그림 1.7은 중산층 (맨 위 그래프), 최하위 십분위 집단(중간 그래프), 최상위 십분위 집단(맨 아래 그래 프)에 대한 자료를 보여주고 있는데 각 그래프에 나열된 국가 순서는 가구가처분소득의 오름 차순이다. 그림 1.7은 다음과 같은 몇 가지 패턴을 강조하고 있다. 소비단위당 중위소득은 평균 미화 2만 달러를 약간 밑도는데 룩셈부르크의 3만6천 달러부 터 멕시코와 터키의 5천 달러까지 분포한다. 국가간 중위 소득의 분포는 평균소득보다 10% 높다. 국가 순위의 변동은(평균 소득을 기준으로) 작으나 네덜란드가 두 계단 상승(2위)했 고 영국이 두 계단 하락했다. 저소득층의 경우 국가간 차이가 훨씬 크다. 첫번째 십분위 집단의 평균소득은 7천불이 조금 안되는데 룩셈부르크의 1만5천 달러부터 멕시코의 1천 달러 미만까지 분포해있다. 최저소득 층의 가구 소득에 대한 국가별 순위는 평균소득 기준 순위와 크게 차이가 난다. 예를 들면 미국은 (평균소득 2위) 11계단 하락하게 되며 스웨덴(평균소득 14위)는 8계단 상승하게 된 다. 34 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

37 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 박스 1.2. 소득 불균형과 급여 비율: 서로 연관되어 있는가? 1980년대 중반 이래 대부분의 OECD 국가에서 기록된 소득불균형 증가는 부가가치 급여 비율의 상당한 감 소와 함께 발생했다. 1976년 이후 전 기간에 걸쳐 자료가 존재하는 OECD 15개국에서는 이러한 비율이 10 포인트 내외로(15%) 감소했는데 아일랜드, 이탈리아, 일본의 경우 하락폭이 컸으며(15포인트 이상), 덴마크, 그리스, 영국, 미국은 하락폭이 작았다(5포인트 이하)(하기 그림 참조). 부가가치 급여 비율 독일 스웨덴 미국 일본 영국 OECD-15 덴마크 이탈리아 스페인 프랑스 네덜란드 OECD-15 StatLink 주: 총 급여는 종업원 및 개인사업자들의 총 보상액으로 측정했다(해당 업무 부문의 보상률로 계산). 총 급여는 국내총생산 (GDP)에서 차지하는 비율로 표현했으며 OECD-15은 여기 나타난 열 개 국가와 오스트리아, 벨기에, 핀란드, 그리스, 아 일랜드까지의 평균으로 했다. 출처: OECD (2007). 산업별로 급여 비율의 수준에 큰 차이가 있긴 했지만 감소는 대부분의 산업 부문에 정도의 차이는 있었지만 - 영향을 미쳤는데, 이것은 이러한 감소 추세가 GDP 구조의 변화(즉, 급여비율이 높은 산업에서 낮은 산업 으로) 이상의 것을 반영한다는 의미이다. 1 산업 차원에서 급여비율의 감소를 결정하는 요소의 경험적 분석은 높은 자본대비 산출액 비율, 높은 실질유가, 강력한 (고용 없는) 기술진보 뿐 아니라 (높은 고용성장으로 측 정된) (덜 명확한 방법의) 큰 규모의 인건비의 조정과 노동자들의 낮은 협상력(산업분규로 측정, Bentolila and Saint-Paul, 2003)의 영향을 강조하고 있다. 이러한 경험적 예측에 명시적으로 포함되지 않은 다른 요 소들 역시 급여가 차지하는 비율의 감소현상에 기여했을 것으로 보인다. 급여가 소득분배의 상위계층보다는 하위계층의 사람들에게 소득의 더 큰 부분을 차지하고 있으므로 낮은 급 여비율은 낮은 급여를 받는 사람들에게 가구소득의 비율 감소를 의미하는데 사용되는 경우도 종종 있다. 현 실적으로는 저소득 집단에게 가구가처분 소득의 비율과 급여로 지급되는 부가가치의 비율간에 반드시 연관관 계가 있다고 볼 수는 없다. 2 그러나 이후에 설명하겠지만 일반적으로 자본소득은 급여보다 훨씬 더 불평등하 게 분배되는데 이것은 가구의 경제적 자원 내에서 자본소득이 차지하는 비율이 증가하면서 복합적인 결과로 소득불균형을 증가시키게 됨을 의미한다. 1.데 세레스De Serres et al. (2002)에 따르면 사업부문 생산의 산업적 구성의 변화가 1970년대 중반부터 1990년대 중반까 지 이탈리아, 프랑스, 벨기에, 미국에서 발생한 총 급여비율의 감소 중 25%에서 10%정도를 설명하고 있으며, 독일(생산 량 증가라는 산업구성상 변화에 맞춰 급여비율이 조정)에서는 그 영향이 더 컸고 네덜란드에서는 미미했다. 2.램Lam (1997)은 두 집단으로 구성된 단순한 모형을 제시했다. 급여만으로 소득이 구성되는 저소득 근로자들과 급여와 자 본소득이 모두 있는 고소득 근로자들이다. 이 모형에서 노동과 자본간 대체 탄력성을 1이라고 가정할 때 저소득 근로자 들의 수가 증가하면 이들의 소득 비율은 증가하고 고소득 근로자들의 소득비율은 감소하게 된다(자본소득의 비율은 불 변). Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 35

38 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? Ⅰ. 불평등의 주요 특징 36 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤 그림 1.6. 분배의 여러 범위에 걸친 소득 수준, 2000년대 중반 구매력지수율, 단위: 미 달러 터 키 멕 시 코 슬 로 바 키 아 폴 란 드 헝 가 리 체 코 포 르 투 갈 그 리 스 이 탈 리 아 스 페 인 한 국 스 웨 덴 OECD-30 뉴 질 랜 드 핀 란 드 프 랑 스 덴 마 크 벨 기 에 독 일 일 본 호 주 아 이 슬 란 드 아 일 랜 드 오 스 트 리 아 캐 나 다 노 르 웨 이 영 국 스 위 스 네 덜 란 드 미 국 룩 셈 부 르 크 StatLink 주: 데이터는 분배의 서로 다른 지점에 위치한 사람들의 가구가처분소득을 나타낸다. 각국별로 막대는 첫번째 십분위의 평균 소득 에서 시작해 열 번째 십분위의 평균 소득에서 끝난다. 또한 전체 인구의 평균 소득(다이아몬드로 표시)도 보여주고 있다. 각국 의 소득 데이터는 인플레를 감안해 조정되었으며(2005년 이외의 연도를 의미하는 경우) 2005년 실제 소비에 대한 구매력지수 비율을 기준으로 미화로 환산했다. 이 환율은 각국별로 시장에서 구매되거나 공공부문에서 무료로 (또는 보조금 지원 가격으 로) 제공되는 소비재 및 서비스의 표준 가격을 나타낸다. 또한, 왼쪽에서 오른쪽으로 가면서 평균 소득이 낮은 국가에서 높은 국가의 순서로 나열했다. 출처: OECD 소득분배 설문 및 기타 OECD 데이터베이스 고소득층의 경우 전체 국가의 평균소득은 3만7천 달러인데 미국이 1위로 9만3천 달러를 초 과하며 (룩셈부르크를 상회) 터키가 2만3천 달러로 최하위이다. 국가별 차이는 절대적인 수 치로 보면 앞의 모든 경우에서 더 컸으며 소득 상위층의 평균 소득에 대비하여 평가하면 낮 아진다. 그림에 포함된 국가들 가운데 이탈리아는 여덟 계단 상승(8위)하며 스웨덴은 4계단 하락한다.

39 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? Ⅰ. 불평등의 주요 특징 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 37 그림 1.7 분배의 여러 지점에 위치한 사람들의 소득수준, 2000년대 중반 구매력지수비율, 단위: 미 달러 중위 소득 멕 시 코 터 키 폴 란 드 슬 로바키 아 헝 가 리 포 르 투 갈 체 코 이 탈 리아 그 리스 스 페인 뉴 질랜드 한 국 OECD-30 일 본 프 랑 스 스 웨덴 핀 란드 독 일 벨 기에 아 일랜드 아 이슬란 드 덴 마 크 호 주 오 스 트리 아 영 국 캐 나 다 노 르웨이 미 국 스 위스 네 덜란드 룩 셈부르 크 최하위 십분위 집단의 평균소득 멕 시 코 터 키 폴 란 드 슬 로바키 아 포 르 투 갈 헝 가 리 한 국 일 본 스 페 인 이 탈리아 체 코 미 국 그 리스 뉴 질랜드 OECD-30 독 일 아 일 랜드 캐 나다 호 주 아 이슬란 드 프 랑 스 핀 란 드 벨 기 에 스 위 스 영 국 스 웨 덴 오 스트리 아 덴 마 크 네 덜 란 드 노 르 웨 이 룩 셈 부 르 크 최상위 십분위 집단의 평균소득 슬 로 바 키 아 터 키 멕 시 코 헝 가리 폴 란드 체 코 스 웨덴 스 페인 덴 마크 포 르투갈 한 국 그 리스 핀 란드 벨 기에 OECD-30 프 랑 스 이 탈 리 아 뉴 질 랜 드 독 일 호 주 아 이 슬란 드 오 스 트 리 아 아 일 랜 드 일 본 스 위 스 네 덜란드 캐 나다 노 르웨이 영 국 룩 셈부르 크 미 국 StatLink 출처: OECD 소득분배 설문 및 기타 OECD 데이터베이스

40 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 결론 이 장에서는 네 가지 주요 패턴을 보여주고 있다. 첫째 가구소득의 분배는 국가별로 큰 차이를 보이며 이러한 차이는 시간이 흘러도 지속된 다. 구체적인 규모는 국가별로 어떤 통계적 출처를 사용하느냐에 따라 다르다. 여러 국가에 대한 로렌츠 곡선이 몇몇 경우에만 서로 교차 되고 있듯이 측정방법이 달라진다 하더라 도 소득불균형의 국가간 차이점에 대한 평가는 크게 보아 일관된다. 둘째, 소득불균형은 1980년대 중반 이래 20년간 증가했다. 이러한 증가추세는 상당히 광범 위하게 발생했으며(OECD 전체 회원국의 3분의 2) 대부분의 불균형 측정방식에서 점진적이 지만 상당한 증가세를 보였다. 하지만 이러한 추세는 첫 10년에 더욱 두드러졌으며 국가마 다 다르게 나타나 몇몇 국가는 최근 10년간 불균형의 정도가 덜했다. 셋째, 소득분배 격차 증가는 주로 1980년대 중반부터 1990년대 중반까지 시장소득의 불평 등이 커진 데에서 주로 기인했다. 시장소득불균형은 1990년대 중반부터 2000년 사이에 증 가세가 주춤했으며 최근 몇 년간 다시 완만한 증가세를 보이게 되었다. 마지막으로, 각국의 비슷한 소득층을 어떻게 비교하는가는 국가별로 차이가 큰데 평균소득 으로 이들 국가를 비교할 때 차이점들은 숨겨져 있다. 국가별 소득수준의 퍼센트 차이는 중간보다는 아래쪽에서 더 크며 상위계층의 국가별 생활수준 차이는 절대적인 측면에서는 격차가 크지만 퍼센트로 보면 작다. 주 1. 지니계수는 로렌츠 곡선(극빈층부터 부유층까지 소득의 누적 비율에 대한 인구의 누적 비율)과 45도 선을 전체 삼각형의 일부로 간주하여 정의된다. 지니 계수의 값은 완전한 평등 이 이루어진 경우 (즉, 인구의 모든 구성원이 동일한 소득을 올리는 경우)의 0부터 완전한 불평등 (즉, 모든 소득 이 최고소득자에게로 몰리는 경우)의 1까지의 범위 내에 속한다. 2. 다른 지수와 비교하여 대수편차평균 MLD은 분배 하위권의 변화에 더 민감하며 제곱변동계수 SCV는 상 위권의 변화에 더 민감하다. 한편 지니계수는 상위권이나 하위권의 변화에 덜 민감하다. 3. OECD 소득분배설문에 사용할 통계자료 출처의 선택은 정부 당국 및 컨설턴트와 의논하여 이루어진 다. 핵심적인 선택기준은 연도간 시간적 일관성이 있어야 한다는 점이다. 4. 몇몇 국가에서는 OECD 자료에 나타난 불평등 지수가 LIS나 Eurostat보다 훨씬 높다(아이슬란드, 독일, 이탈리아의 경우 Eurostat보다 높고 핀란드, 독일, 아일랜드, 이탈리아, 네덜란드, 노르웨이, 폴란드는 LIS보다 높다). 이 세 가지 출처는 동일한 설문조사에 기반하고 있지만 이러한 차이가 나 타나고 있다. 이 차이는 부분적으로는 고려대상인 연도의 차이(즉, OECD 자료는 일반적으로 LIS보 다 좀 더 최신 자료이다), 그리고 사용된 등가 스케일 Equivalence Scale의 차이(Eurostat의 경우)를 부분 적으로 반영한다고 볼 수 있다. 다른 요소들 역시 영향을 미친다. 독일의 경우 Eurostat 데이터는 EU-SILC에 기반한 것으로서 상당한 편견에 영향을 받고 있는 반면 OECD는 주제에 대해 가장 공 식적인 국가 보고서에서 사용하는 (LIS도 사용) 설문조사 자료(독일 사회경제 패널 the German Socio-Economic Panel)에 의존하고 있다. 이탈리아의 경우 OECD 결과는 중앙통계청 ISTAT에서 운영하는 마이크로 시뮬레이션 모형에 기반하고 있는데 이것은 이탈리아 중앙은행 Bank of Italy에서 실시하는 가 구소득 및 부에 관한 설문조사 Survey of House hold Income and Wealth의 미시 기록에 가구 세금 추정치를 38 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

41 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 제공하며 LIS에서 사용하는 것과 동일한 가구 설문조사 자료이다. LIS와 OECD 데이터가 이탈리아 인구의 구조적 특징에 있어서 일관성 있는 그림을 제시하는 반면 OECD 자료는 2000년 이래 불평 등의 심화를 보여주는데 이는 이탈리아 중앙은행 데이터 파일에 나타난 불평등의 전반적 안정과는 상충된다. 일본의 경우(LIS에서 다루지 않는 국가), 출처별로 불평등 수준이 크게 다르다(그러나 추 세는 대체로 일관된다). OECD 데이터는 생활조건에 관한 포괄적 설문조사 Comprehensive Survey on Living Conditions에의존하는데표본규모가크고응답률이높으며과거의사실에대한질문을기반으로정보를수집하며시 간이흐르면서소득불균형과빈곤에발생한변화를추적할수있게해주는설문조사이다. 그러나 이 설문조사 에서 나온 지니계수는, 가구지출정보의 기본 출처인 가족소득 및 지출에 관한 국가 설문조사 National Survey of Family Income and Expenditure를 근거로 계산한 (유사한 정의를 기반으로) 지니계수(0.28)보다 훨 씬 높다. 이 두번째 설문은 응답자들이 작성한 다이어리에 의존하고 있는데 표본의 규모는 더 크지 만 일부 가구 유형은 빠져 있다. 그 결과 협소한 인구 집단에 대한 소득 불균형 및 빈곤의 추세만 모니터링 할 수 있다. 5. 한 국가의 로렌츠 곡선이 비교 국가보다 훨씬 높(거나 낮)으면 그 국가의 소득불균형이 비교국가보 다 명백히 높(거나 낮)은 것이다. 역으로 두 국가의 로렌츠 곡선이 서로 교차 되면, 전체 분배의 요약 측정치를 근거로 한 불평등의 평가는 다소 자의적이라고 볼 수 있다. 6. 부록에 있는 표 1.A2.1은 두 개씩 쌍을 이룬 국가간의 로렌츠 곡선을 비교하여 그 결과를 다른 색깔 로 분류하고 있다(한 국가의 로렌츠 곡선이 다른 국가를 명백히 압도하는 경우 진한 회색과 진 한 파란색으로, 두 국가의 로렌츠 곡선이 양 극단 중 한 곳에서 교차되어 있는 경우 연한 회색과 연 한 파란색으로, 판단하기 힘든 경우에는 흰색으로 표시). 표를 보면 전체의 75% 정도에서 두 국가 간 소득분배의 비교가 확실한 결론으로 이어지고 있다(즉, 한 국가의 로렌츠 곡선이 다른 국가의 로 렌츠 곡선보다 확실하게 위에 또는 밑에 존재). 그러나 전체의 18% 정도는 로렌츠 곡선이 서로 교 차하고 있으며(흰색으로 칠해진 셀), 그 외 8%는 교차가 최상위 또는 최하위 십분위 집단에서 발생 한다(연파랑 또는 연회색으로 표시된 셀). 7. 사용된 통계적 출처의 변화(1995년의 캐나다, 2001년의 영국의 경우처럼) 또는 설문조사 설계나 가 중치의 변화(2000년 네덜란드와 1985년 스웨덴)에 의한 불연속성은 신 기준과 구 기준을 각 각 근거로 하여 동일연도에 자료를 수집하고 다양한 지표를 결합시킴으로써 해결할 수 있다. 끊어진 통계자료는 벨기에, 독일, 이탈리아, 일본, 스페인, 터키(1995년)의 통계 시리즈에 영향을 미친다. 프랑스의 경우 소득분배의 추세를 설명하는데 사용된 출처 Enquête Revenus Fiscaux는 최근 몇 년간의 다 양한 지표 수준과 비교하는데 사용된 출처 EU-SILC와 다르다 년대 중반부터 1980년대 중반까지의 데이터가 나와 있는 국가는 OECD 일곱 개 회원국이다. 이 자료에 따르면 영국에서는 소득불균형이 급격히 증가했고 네덜란드와 미국에서도 증가했으나 그 정도가 덜했으며 캐나다, 핀란드, 그리스, 포르투갈, 스웨덴에서는 감소했다. 9. 예를 들어 분배의 아래쪽에 초점을 맞춰보면, EU15 전체적으로 모든 자산 조사적 급여 means-tested benefits는 지니계수를(EU15 전체 인구에 대해 계산) 0.300에서 0.327로 증가시켰다는 계산이 나온다 (Immervoll et al., 2006, 표 5.3). 10. 표 1.1의 데이터는 사용된 데이터 및 정의의 구체적인 특징에 의해 형성되었다. 첫째, 가구설문조 사에서 사용된 소득개념은 생활수준 분석에 전통적으로 사용되는 국가적 측정 자료에서 사용된 개 념과 여러 핵심적 측면에서 차이가 있으며 설문조사 자료의 포괄 범위 의 변화가 추세를 왜곡했 을 수도 있다(Siminski et al., 2003). 둘째, 가처분 소득의 변화는 서로 다른 소득 십분위 집단에 걸쳐 가구소득의 전반적인 추세와 가구의 규모에 모두 영향을 받는다. 즉, 이 기간 중 모든 OECD 국가에서 가구의 평균 규모가 줄어들었으며 표 1.2에서 보이는 소득의 증가액도 국가구정 총계에 근거한 일인당 소득 증가액보다 낮다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 39

42 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 11. 이러한 비교를 위해 설문조사에 근거한 가구가처분 소득의 추정액은 먼저 가격 변화를 감안해 공통 적인 2005년 기준으로 조정되며(자료에서 제시된 연도의 차이 때문에) 서로 다른 국가의 국민들이 표준 소비재군 내외 제품 중 몇 개나 시장에서 구매하거나 무료 또는 정부 보조금 적용 후 가격으 로 받을 수 있는가를 나타내는 교환율을 통해 구매력 등가치로 전환된다. 12. 일인당 NNI 수준과 평균 현금 가구 가처분 소득간 상관계수는 약 0.95로 순위 상관을 감안했을 때 약간 낮았다. 참고문헌 Atkinson, A.B., L. Rainwater and T.M. Smeeding (1995), Income Distribution in OECD Countries, OECD, Paris. Bentolila, S. and G. Saint-Paul (2003), Explaining Movements in the Labor Share, Contributions to Macroeconomics, Vol. 3, No. 1, The Berkeley Electronic Press. Blackburn, M. (1989), Interpreting the Magnitude of Changes in Measures of Income Inequality, Journal of Econometrics, No. 42. Burniaux, J.M., T.-T. Dang, D. Fore, M.F. Förster, M. Mira d'ercole and H. Oxley (1998), Income Distribution and Poverty in Selected OECD Countries, OECD Economics Department Working Paper, No. 189, March, OECD, Paris. Burtless, G. (2007), Has US Income Inequality Really Increased?, mimeo, The Brookings Institution, Washington DC. Expert Group on Household Income Statistics (2001), Final Report and Recommendations, The Canberra Group, Ottawa. Förster, M. and M. Mira d Ercole (2005), Income Distribution and Poverty in OECD Countries in the Second Half of the 1990s, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, No. 22, OECD, Paris. De Serres, A., S. Scarpetta and C. Maisonneuve (2002), Sectoral Shifts in Europe and the United States: How Do They Affect Aggregate Labour Shares and the Properties of Wage Equations, OECD Economics Department Working Papers, No. 326, OECD, Paris. Immervoll, H., H. Levy, C. Lietz, D. Mantovani, C. O Donoghue, H. Sutherland and G. Verbist (2006), Household Incomes and Redistribution in the European Union: Quantifying the Equalising Properties of Taxes and Benefits, in D.B. Papadimitriou (ed.), The Distributional Effects of Government Spending and Taxation, Palgrave Macmillan. Lam, D. (1997), Demographic Variables and Income Inequality, in M.R. Rosenzweig and O. Stark (eds.), Handbook of Population and Family Economics, Elsevier Science. Leigh, A. (2007), How Closely Do Top Income Shares Track Other Measures of Inequality, Economic Journal, No. 117, November. OECD (2005), Extending Opportunities How Active Social Policy Can Benefit Us All, OECD, Paris. OECD (2007), OECD workers in the global economy: increasingly vulnerable?, OECD Employment Outlook, OECD, Paris. Reynolds, A. (2007), Has US Income Inequality Really Increased?, Policy Analysis, CATO Institute, Washington DC. Sawyer, M. (1976), Income Distribution in OECD Countries, OECD Economic Outlook, OECD, Paris. Siminski, P., P. Saunders, S. Waseem and B. Bradbury (2003), Reviewing the Intertemporal Consistency of ABS Household Income Data with External Aggregates, Australian Economic Review, Vol. 33, No. 3, September. 40 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

43 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 부록 1.A1 OECD 소득분배 자료: 주요 특징 가구소득분포에 대한 비교 데이터는 한 국가의 성과를 판단하는 참고자료이자 해당 국가의 동인뿐 아니라 공통적인 동인의 역할을 평가할 수 있는 기회이기도 하다. 또한 각국 정부는 이 자료를 통해 여러 국가의 경험을 참고함으로써 소득격차증가 및 빈곤 완화에 가장 효과가 좋은 것 이 무엇인지를 배울 수 있다. 그러나 이 분야에서 비교가능성을 달성한다는 것도 어 려운 일인데 개념과 측정, 통계적 출처에 있어서 국가별 관행이 크게 다르기 때문이다. 1 OECD 에서는 새로운 데이터 세트에 근거하여 이 보고서가 추구하고 있는 가구소득 분배에 관한 연 구에 오랫동안 협력해왔다. 2 데이터는 국가전문가 네트워크를 통해 수집되는데 이들 전문가는 여러 국가별 자료 출처로부터의 단위 기록 데이터로 공통의 규약과 정의를 적용하고 OECD에 상세한 교차 테이블을 제공한다(표 1.A1.1은 사용된 통계적 출처에 대한 구체적인 정보를 제 공하고 있다). 이러한 데이터 수집 방법은 OECD 국가(현재 30개국)를 좀 더 넓게 포괄할 수 있도록 하는데 이는 다른 통계적 출처를 통해 얻을 수 있는 자료들보다 좀 더 최신의 정보에 기반하고 있으며 시간의 흐름에 따라 소득분배에 나타나는 변화를 평가하는데 더 적합하다. 단 점은 본래의 마이크로 데이터 평가를 허용하지 않는다는 점인데 이는 수행 가능한 분석을 제 한할 수 있다. 이러한 이유 때문에, 이 보고서에 제시된 OECD 소득분배설문결과 데이터는 필 요한 경우 룩셈부르크 소득 연구 프로젝트 Luxembourg Income Study project( 마이크로 기록에 근거한 결과로 보완되었다. 본 책자에 제시된 소득분배 자료에는 세 가지 주요 특징이 있다. 첫째, 자료는 연간 정기적으로 받는 현금소득을 나타낸다. 주택건설 및 환산임대료 등 환산 된 요소는 제외한다. 또한 가처분(즉, 세후)소득과 그 구성요소를 의미한다. 즉, 근로소득(가 장, 배우자, 기타 가족별로 나눔), 개인사업 소득, 자본소득(임대료, 배당금, 이자), 공적이전 (public transfers), 가구세금 등이다. 정보는 연령별, 가장의 연령별(65세 미만 및 초과), 자녀유무(18세 미만), 다른 성인 가족 존재 유무, 가족 구성원의 직업 현황 등 다양한 기준 으로 분류하여 제시된다. 둘째, 분석은 개인들간의 분배를 의미하며 가구를 소득원천이 모이고 동일하게 나뉘는 단위 로 보았다. 이는 각 가구의 소득은 그 소득을 받는 사람이 그 가족 중 누구냐에 관계없이 구 성원 한 사람 한 사람에게 귀속됨을 의미한다. 구성원 각자에게 귀속되는 소득은 공통적이나 자의적인 균등화탄력성(가구 규모의 제곱근)을 기준으로 가구 규모에 따라 조정 되는데 여기에서는 성인과 아동의 구분이 없으며 이는 한 가구의 경제적 필요는 그 규모에 비례한 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 41

44 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 증가량보다는 덜 증가함을 의미한다. 3 셋째, 대부분 국가의 데이터는 가구별 설문조사에서 나오지만 몇몇 북유럽국가의 경우 포괄 적인 인구등록기록을 설문조사 데이터와 통합하여 추출했다. 가구 설문조사의 사용이 의미하 는 바는 데이터가 다양한 표본추출 및 비 추출 오류에 영향 받을 수 있으며 그 중요도는 국 가마다 다를 수 있다는 점이다. 또한 데이터에는 일정한 거주지 주소가 없거나(예: 노숙자), 시설에서 거주하는 사람들, 일시적으로 거주하는 사람들 등 소득분배의 하위권에 분포한 사 람들이 빠진다는 점을 의미하기도 한다. 보고가 축소되어 이루어지는 경우도 설문조사결과에 영향을 줄 수 있는데 이러한 현상은 분배의 최상위, 최하위권에서 특히 크게 나타날 수 있 다. 그러나 이 자료에서 사용된 데이터는 표준화 를 벗어난 몇몇 경우에는 차이를 보이며 이것이 국가간 비교에 영향을 미칠 수 있다. 이러한 특징들을 다음과 같이 설명할 수 있다. 가구에 대한 정의의 차이. 대부분의 국가에서 한 가구는 같은 주거지에 사는 사람들의 집단 을 의미한다. 그러나 어떤 국가에서는 필수품을 함께 공급받는 것이 추가 요건이 되기도 한 다. 가구에 대해 좀 더 엄격한 정의를 사용하는 국가들은 다른 국가에 비해 가구의 규모가 작고 소득이 낮(으며 빈곤율이 높)다는 특징을 갖는다. 스웨덴의 경우 1990년대 중반까지 특정 연령 이상의 자녀들은 부모의 집에 거주한다고 해도 별도의 가구로 간주했는데 가구의 정의에 대한 이러한 변화를 고려하기 위해 특별한 조정(하기 설명)이 수행되었다. 소득 평가 기간. 소득은 인터뷰 실시 전년도에 벌어들인 소득을 의미하는데 대부분의 국가 에서는 달력상 이전연도라는 개념을 사용하지만 몇몇 국가에서는 인터뷰 시점을 기준으로 그 이전 12개월이라는 개념을 사용한다. 하지만 일부 국가에서는 소득 또는 소득의 구성요 소 중 일부가 1년보다 더 짧은 기간을 기준으로 측정된 후 1년 단위로 환산된다. 4 짧은 기 간을 기준으로 사용하는 국가는 일반적으로 소득변동성이 높으며 일시적인 소득부족 기간을 기록하는 경우가 많다. 세금 자료의 가용성. 소득의 모든 구성요소들은 각 가구에서 납부하는 직접세 및 급여소득 세를 차감하기 전 금액으로 보고되나 일부 예외가 있다. 5 가구의 세금이 따로따로 파악되는 국가에서도 이들 세금이 계산되는 방식에서는 차이가 나타날 수 있는데 일부 국가는 납세자 가 보고한 자료에 의존하며(예: 일본), 또 어떤 국가에서는 세금기록(예: 덴마크와 북구의 몇몇 국가)에 의존하고, 또 어떤 국가에서는 개별 기록에 적용된 마이크로 시뮬레이션 모형 을 통해 환산된 가치에 의존(예: 이탈리아, 뉴질랜드, 미국)한다. 마이크로 시뮬레이션 모형에 근거한 자료를 사용하는 경우 적용된 세부사항 및 가정의 차이(예: 탈세 관련)가 결 과의 비교성에 영향을 미칠 수 있다. 데이터의 시간상 일관성. 통계자료 상 끊어짐이 발생하면 설문조사방법의 변화(1995년 일 본, 2000년 네덜란드), 소득 또는 가구 정의의 변화(1995년 이탈리아, 1985년 스웨덴), 또 는 다른 설문조사의 채택(1995년 벨기에, 캐나다, 스페인, 2001년 영국)의 이유로- 이전 기준 데이터와 신규 기준 데이터를 모두 수집하여 다양한 지표들간의 연결이 가능하도록 한 다. 그러나 2004년 EU-SILC의 도입으로 몇몇 유럽 국가(오스트리아, 벨기에, 체코, 아일랜 드, 포르투갈, 폴란드, 스페인)에서는 이전의 수년간 본 자료에서 사용된 설문조사의 사용을 중단했다. 그러므로 이들 국가에서는 2000년대 중반의 자료가 이전 자료와 비교 불가하다. 42 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

45 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 43

46 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 44 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

47 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 45

48 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 46 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

49 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 주 1. 가장 중요한 차이는 사용된 소득개념과 분석단위의 차이이다. 유럽에서 수행된 대부분의 연구는 전 통적으로 개인들간 가처분 소득(즉, 세후 및 이전 후 소득) 분포에 초점을 맞추면서 가구(드문 경우 는 가족)를 단위로 하여 그 단위 내에서 소득을 모아 구성원의 수로 나눈다. 반대로 미국에서는 대 부분의 분석이 가족단위(드물게는 가구단위)의 세전소득분포에 초점을 맞춘다. 소득분포통계에 영향 을 미치는 방법론적 특징에 대한 좀 더 상세한 설명이 필요하면 Expert Group on Household Income Statistics (2001) 보고서를 참조한다. 2. 소득분포에 관한 OECD 연구 중 첫 이정표가 된 연구는 Sawyer(1976)이다. 소여는 OECD 경제전 망 OECD Economic Outlook에 실린 기사에서 1960년대 후반과 1970년대 초반 OECD 12개 회원국의 성과 를 검토했는데 각국에서 가장 일반적으로 사용되었던 측정방법을 기준으로 했다. 두번째 이정표인 Atkinson, Rainwater and Smeeding(1995)은 1980년대 중반 이후의 OECD 12개 회원국을 대상 으로 했으며 분석가들로 하여금 서로 다른 국가차원의 설문조사에서 추출한 마이크로 레코드에 공 통적인 정의를 적용하도록 하는 표준화된 데이터 환경인 룩셈부르크소득연구 LIS, Luxembourg Income Study 데이터베이스에서 나온 단위 기록 데이터를 기준으로 했다. 세번째 단계는 정기적인 데이터 수집과 함께 시작되었는데 이는 국가별 컨설턴트 네트워크를 통해 OECD에서 (5년 간격으로) 수행했다. 2005년과 가장 가까운 연도에 해당되는 현 웨이브의 데이터에는 Főrster and Mira d Ercole (2005)에서 사용된 자료에 대비하여 (일부 국가에 대해) 수정한 데이터가 포함된다. 3. 제곱근 탄력성 square root elasticity 은 4인 가구의 필요가 1인가구의 두 배(자녀가 없는 부부의 경우 1.4배, 한 자녀를 둔 부부의 경우 1.7배)임을 의미한다. 자세한 내용은 61/52/ pdf 참조. 4. 호주와 영국(소득 자료가 주단위로 되어 있음), 오스트리아(2000년대 중반 이전 데이터는 주당 소 득), 스페인(19905년 중반까지의 데이터는 분기별 소득)의 경우이다. 5. 오스트리아, 룩셈부르크, 폴란드(2000년대 중반 제외), 그리스, 헝가리, 멕시코, 폴란드, 스페인, 터 키의 경우 가구별 세금 자료가 나와 있지 않다. 이 모든 경우에 가구별 소득의 개별 구성요소에 관 한 자료는 순금액(즉, 세후) 기준으로 기록되어 있다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 47

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51 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 부록 1.A2 부가적인 표 및 수치 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 49

52 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 50 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

53 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? 표 1.A2.2. 요약 총괄 지표에 근거한 소득 불균형 수준, 2000년대 중반 지니계수 대수편차평균 제곱변동계수 십분위율 P90/P10 십분위율 P50/P10 Level Rank Level Rank Level Rank Level Rank Level Rank 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 터키 영국 미국 OECD 평균 지니계수와의 관계 StatLinkhttp://dx.doi.org/ / 주: 대수편차평균 MLD은 각 십분위의 소득에 대한 평균 소득 비율의 자연로그 평균값이다. 제곱변동계수 SCV는 각 십분위의 평균 소 득의 편차를 전체 인구의 평균 소득의 제곱으로 나눈 값이다. P90/P10 십분위율은 아홉번째 십분위의 상한값의 첫번째 십분위 의 상한값에 대한 비율이다. P50/P10 십분위율은 첫번째 십분위의 상한값에 대한 중위소득 비율이다. 이 모든 요약 지표들은 상한, 하한값이 다른데 MLD와 십분위율은 하한값이 1이며 상한값은 없고 SCV는 하한값이 0, 상한값은 무한대이다. 출처: OECD 소득분배 설문. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 51

54 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? OECD questionn aire 표 1.A2.3 각기 다른 출처의 지니계수 기준년도 (소득) Eurostat LIS 가장 최근 연도 OECD questionn aire 지니계수 OECD설문관련 지니계수 차이 Eurostat LIS Eurostat LIS 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 터키 영국 미국 StatLinkhttp://dx.doi.org/ / 주: OECD와 LIS 모두 제곱급 탄력성과 동일한 가구별 가처분소득을 의미. Eurostat 자료는 소위 수정된 OECD 스케일 에 의존하 고 있음. 출처: OECD 소득분배 설문, Eurostat(2008년 2월 6일자), LIS 주요 수치(2007년 12월 31일 현재) 52 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

55 Ⅰ. 불평등의 주요 특징 1. OECD 국가의 가구 소득 분배: 주요 특징은 무엇인가? Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 53

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57 제2절 불평등의 주요 원인

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59 제2절 제2장 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포의 격차를 증가시키고 있는가? * 인구구조와 변화와 가족규모의 축소는 OECD 국가에 살고 있는 국민들의 경제적 복 지를 악화시켰다. 또한 1인 가정 및 한 부모 가정 증가로 소득불균형 증가에 기여하 기도 했다. 여기에는 다양한 집단의 상대적 소득 변화도 수반되었는데 근로 경력이 오래된 사람들이 더 많은 혜택을 보고 노동시장에 막 진입한 사람들과 편부모들은 기 반을 잃는 현상이다. * 이 장은 OECD 사회정책과의 마르코 미라 데르콜과 독일 프라이부르그 대학에 재직 중인 아데론케 오시코미누가 작성했다.

60 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 서론 지난 수십 년간 모든 OECD국가에서는 인구 구조와 생활 양식의 급격한 변화를 겪었다. 이 러한 변화는 공공예산과 다른 거시경제적 총량 뿐 아니라 개인간 소득 불균형과 경제적 위험 분배에도 큰 영향을 미친다. 이것은 이러한 변화가 여러 인구집단의 규모를 바꾸고 소득이 가 정 내에서 공유되는 방식을 변화시키기 때문이다. 뿐만 아니라 이러한 인구구조의 변화는 다양 한 집단의 상대적 소득이 크게 변화하는 와중에 함께 발생했다. 양쪽 요인 즉, 인구 구조와 다양한 집단의 상대적 소득- 은 가구소득의 분배에 영향을 미쳤는데 물론 그 정도는 국가별로 다르다. 이 장에서는 우선 여러 OECD 국가의 인구구성 및 서로 다른 소득집단의 크기와 변화를 살펴본다. 그리고 이러한 변화가 각국의 소득불균형 요약 측정값의 흐름에 어떤 영향을 미쳤는 지 분석한다. 마지막으로 다양한 집단의 상대 소득 변화와 이것이 인구학적 요인들과 어떻게 연관되어 있는지 살펴보기로 한다. 국가별 인구 구조의 차이 OECD 국가별 인구구조의 차이는 가구 내에서 소득이 공유되는 방식과 가구 구성원들의 경제적 안녕에 영향을 미친다. 인구 구조는 여러 차원으로 설명될 수 있지만 가장 중요한 것은 구성원들의 연령과 이들이 속한 가구의 유형이다. OECD 국가의 연령 구조 변화는 이미 많은 보고서와 자료에서 언급되어 있다. 2005년까지 20년간 모든 OECD 회원국들은 총 인구에서 아동과 청소년이 차지하는 비율의 감소(평균 아 동인구비율은 4포인트, 청소년은 2포인트 감소. 표 2.A1.1의 패널 A 참조)를 경험했다. 또한 대부분 국가에서 청년층의 비율은 대체로 꾸준했고 장년층, 생산연령 후반부의 사람들과 고령 자들의 비율은 증가(각각 약 2포인트까지 증가)하는 양상을 보였다. 인구 고령화는 OECD의 모든 회원국에서 발생했으나 그 정도는 다양했다. 멕시코와 터키, 일본의 경우 전체 인구 중 아동이 차지하는 비율은 OECD 평균 감소율보다 두 배 이상으로 감소했다. 반대로 포르투갈, 노르웨이, 스웨덴의 경우 65세 이상 인구 비율은 약간 감소했고 생산연령 후반부에 있는 사람 들(41세부터 50세, 51세부터 65세)의 비율은 급격히 증가했다. 이보다 더 큰 변화는 가구유형에서 발생했다(표 2.A.1 패널 B1). 1 이러한 변화 중 일부는 (자녀를 둔 가구에 거주하는 이들의 비율은 감소하고 은퇴연령의 가구주를 둔 가구의 비율은 증가) 개인의 연령에 따른 인구 구조의 특징을 그대로 반영하는 것에 불과하지만 어떤 변화는 예를 들면 1인 가구 및 한 부모 가구의 비율 증가 등- 이와 관련이 없고 생활방식의 변화를 보여주는 부가적인 요인들의 중요성을 강조하고 있다. 일반적으로 이러한 변화들은 과거에 일 58 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

61 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 반적이었던 전형적인 가족구조로부터의 점진적인 변화를 보여주고 있다. OECD 국가에 살 고 있는 대부분의 사람들은 부부와 자녀로 구성된 가구에 계속 속해 있으나 (표 2.A1.A에 나 타난 바와 같이 OECD 24개국에서 전체 인구의 약 46% 차지) 이들의 비율은 지난 20년간 약 9포인트 정도 감소했다. 그 대신에 자녀 없이 사는 부부의 비율(3포인트)과 1인 가구(2포 인트), 한 부모 가구(1포인트)의 비율이 증가했다. 2 생활방식의 이러한 변화 중 일부는 몇몇 국가에서 특히 두드러졌다. 프랑스와 독일, 영국의 한 부모 가구 비율은 OECD 평균보다 거의 세 배의 속도로 증가했다. 2005년까지 이들 가구 는 영국과 스웨덴, 노르웨이에서 총 인구의 약 7%를 차지한 반면 일본과 남부 유럽 국가, 터 키, 폴란드, 슬로바키아에서는 미미한 증가세(2% 미만)를 보였다. 마찬가지로 1인가구의 확산 도 핀란드, 노르웨이, 이탈리아에서 특히 두드러졌다. 대상 기간 말까지 스웨덴에서는 네 명중 한 명, 독일에서는 다섯 명 중 한 명이 1인가구로 생활하고 있었으며 터키의 경우 차이가 미미 했다. 이러한 추세는 배우자 간 기대수명의 차이 때문에 고령에 홀로 사는 비율이 높아진 데에 서도 부분적인 원인을 찾을 수 있다. 그러나 홀로 사는 사람들 대부분은 생산연령의 사람들(독 일과 네덜란드, 북유럽 국가의 경우 전체 인구의 10% 이상)이며 이들의 증가세는 높은 이혼 율과 파트너쉽 형성이 다른 지역보다 덜하다는 사회적 상황을 반영한 것이다. 생활방식의 이러한 변화는 평균 가구 규모의 감소로 이어졌다. 이러한 추세는 모든 OECD 국가에서 발생했는데(그림 2.1) 특히 영국, 멕시코, 아일랜드, 이탈리아, 일본, 스페인에서 두 드러졌다(2000년대 중반까지 20년간 10%를 초과). 가구 규모는 개인의 안녕에 중요한 영향 을 미치는데 가족 구성원들이 가구 생산에 협력하고 소비에 있어서 규모의 경제를 누릴 수 있 기 때문에 가구규모는 가족 구성원의 생활수준에 기여하게 된다(Ringen, 2007). 이것이 의미 하는 바는 가구 규모가 줄어들면서 규모의 경제는 사라지고 동일한 생활수준을 누리기 위해 더 많은 소득이 필요하게 된다는 사실이다. 가구의 규모는 빈곤에 있어서도 중요한 문제인데 실 업과 관련된 빈곤 위험은 생산연령의 성인이 한 명뿐인 가구에 주로 영향을 미치기 때문이다. 그림 2.1. OECD 국가별 평균 가구 규모 1985년 중반 2005년 중반 스 독 영 웨 일 국 덴 덴 마 크 핀 란 드 노 르 웨 이 스 위 스 네 덜 란 드 벨 기 에 오 스 트 리 아 프 랑 스 캐 나 다 룩 체 셈 코 부 르 크 헝 호 가 주 리 아 미 이 국 슬 란 드 이 탈 리 아 OECD-25 뉴 질 랜 드 일 그 본 리 스 포 르 투 갈 스 페 인 폴 란 드 아 일 랜 드 슬 한 로 국 바 키 아 멕 터 시 키 코 StatLink 주: 왼쪽에서 오른쪽으로 갈수록 2000년대 중반 기준 평균 가구 규모가 큰 국가이다. 평균 가구 규모는 국가별로 전체 인구를 개 별 가구소로 나누어 계산했다. 출처: OECD 소득분배 설문조사자료를 근거로 계산 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 59

62 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 소득분포 별 인구학적 차이 특정한 인구학적 특징을 갖고 있는 이들은 소득분포에 있어서 어느 정도 과장되어 나타난 다. 이것은 연령별 집단을 보면 특히 분명하게 드러난다. 그림 2.2는 남녀로 나뉘어 있는데 각 연령집단을 소득분포를 기준으로 하위 2개, 중간 6개, 상위 두 개의 십분위 집단으로 나누어 그 비율을 보여주고 있다. 이에 따르면 크게 두 가지 차원에서 국가별로 큰 차이가 나타난다. 첫째, 집단별 인구규모가 다양하다(가로축의 총 길이를 보면 알 수 있음). 예를 들어 멕시코 와 터키의 인구구조는 아래쪽이 넓고(즉, 아동의 비율이 높고) 위쪽이 좁다(즉, 노인의 비율 이 작다). 이러한 양상은 인구 고령화의 과정이 많이 진행된(예: 일본과 이탈리아) 국가의 아래쪽이 좁고 위쪽이 평평한 양상과 크게 대조된다. 둘째, 서로 다른 소득 오분위의 인구학적 구성이다. 예를 들어 덴마크와 핀란드, 일본, 스웨 덴의 경우 하위 소득 오분위에서는 아동이 20%도 안 되는 반면 멕시코와 터키는 최고 50%, 뉴질랜드와 미국은 30%가 넘는다. 장년층(41세~65세)은 덴마크와 스웨덴에서는 상 위 소득 오분위에서 절반이 넘었으나 멕시코의 경우 25%에 불과했다. 한 가구에 살고 있는 사람들이 전체 소득을 동일하게 나눈다는 가정 때문에 남성과 여성간 에도 약간의 차이가 있었다(남녀 모두 분배의 서로 다른 지점에서 대체로 동일하게 대표됨). 눈에 띄는 예외는 75세 이상의 여성이었는데 이들은 대부분 배우자 사망 후 혼자 살고 있었 다. 이들은 소득분배의 하위층에 불균형하게 많이 모여 있었으며 북유럽국가와 일본의 경우 하 위 소득 오분위에서 10% 이상을 차지하고 있었으나 미국에서는 3%에 불과했고 터키의 경우 미미한 비율이었다. 생활방식의 변화는 여러 소득 구간에 걸쳐 다양하게 발생했다. 특히 몇몇 국가에서는 소득 분배에 따라 출산율이 다르게 나타났다. 교육수준이 높은 전문직 여성들이 출산을 늦추다가 자 녀를 갖지 않거나 희망보다 적은 수의 자녀를 갖는 경우가 늘어나고 있었다. 한편으로, 교육수 준이 낮은 여성들의 경우 매우 이른 연령에 자녀를 갖거나 저렴한 보육시설의 부재로 인해 교 육을 마치지 못하거나 노동시장에 참여하지 못하는 덫에 걸리는 경우도 있었다(Dixon and Margo, 2006). 표 2.1은 소득수준이 서로 다른 가구에 속하는 30세부터 39세 사이 여성들의 출산율 변화를 보여주고 있다. 표 2.1에 포함된 모든 국가에서 고소득층보다 중, 저소득층에서 평균 출산율 감소가 컸으나 차이는 크지 않았고 이는 서로 다른 출산율이 소득분배에 미치는 영향이 크지 않았음을 의미한다. 그러나 대부분의 국가에서 고소득층에 비해 저소득층 여성들 의 출산율이 크게 감소했는데(미국, 벨기에, 독일, 덴마크, 스페인, 프랑스, 아일랜드, 룩셈부르 크, 노르웨이), 헝가리와 멕시코, 폴란드, 스웨덴은 예외였다. 저소득층 가구의 경우 적은 수의 자녀를 갖겠다는 결정은, 동일한 소득을 적은 수의 가족들이 나눠 쓰겠다는 전략의 일환으로 추정된다. 이는 소득격차의 증가 문제를 완화하지만 전반적으로 적은 자녀수라는 대가 를 치 른 것이다. 이렇게 소득 오분위의 인구학적 구성에 있어서 국가별로 나타나는 차이는 각 인구 집단 내 의 소득 분포와 인구집단의 평균 소득의 차이를 반영한다. 첫번째 요인에 있어서 그림 2.3은 대부분의 OECD 국가에서 가구소득의 분배가 젊은 층보다는 연로한 층에서 좁게 나타나고 있음 을 보여준다. 이것은 주로 소득보다는 노령 연금에서 분산이 더 작게 나타나고 있음을 반영한다. 60 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

63 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 그림 년대 중반 성별, 연령, 소득 오분위별 인구 피라미드 하위 오분위 중간 세 개 오분위 집단 상위 오분위 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 덴마크 프랑스 독일 그리스 헝가리 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 61

64 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 그림 년대 중반 성별, 연령, 소득 오분위별 인구 피라미드(계속) 하위 오분위 중간 세 개 오분위 집단 상위 오분위 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 터키 영국 미국 OECD-30 StatLink 주: 위 그림은 국가별로 남성과 여성을 구분하여 가구 가처분 소득의 하위, 상위, 중간 세 개 오분위 집단에 속하는 일정 연령의 비율을 보여주고 있다. 막대의 전체 길이는 전체 인구 중 각 연령 집단이 차지하는 비율을 나타낸다. 색깔은 각 소득집단의 연 령 구성을 보여준다. OECD- 30은 전체 OECD 국가의 평균을 나타낸다. 그림에 포함되지 않은 각국의 데이터는 아래 StatLink 를 참조하기 바란다. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 62 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

65 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 기간 표 2.1. 가구소득 오분위별 여성 한 명당 자녀수 첫 해 하위 소득 오분위 중간 세 개 오분위 집단 상위 소득 오분위 마지막 해 포인트 차이 첫 해 마지막 해 포인트 차이 첫 해 마지막 해 포인트 차이 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 독일 덴마크 스페인 핀란드 프랑스 그리스 헝가리 아일랜드 이탈리아 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 노르웨이 폴란드 스웨덴 영국 미국 OECD StatLink 주: 자녀는 18세 미만이며 여성은 호주 또는 배우자로 분류된 30세~39세의 여성으로 보았다. 오분위 구분은 비균등화 가처분 소 득을 기준으로 했다. 출처: 룩셈부르크 소득연구(LIS)데이터베이스를 근거로 계산. 예외의 경우는 고령자들의 고용률이 더 높은 경우(미국과 일본)와 연금 체계가 미성숙한 경우 (멕시코와 한국)로 일부 설명될 수 있다. 3 그림 년 연령별 소득불균형 지니계수 생산연령 (18세~65세) 은퇴연령 (65세 초과) 덴 마 크 스 웨 덴 룩 셈 부 르 크 벨 기 에 오 스 트 리 아 슬 체 로 코 바 키 아 스 위 스 네 덜 란 드 핀 란 드 프 랑 스 노 르 웨 이 아 독 이 일 슬 란 드 헝 한 호 가 국 주 리 주: 왼쪽에서 오른쪽 순으로 생산연령 인구의 지니계수가 높은 국가. 출처: OECD 소득분포 설문 스 페 인 OECD-30 그 리 스 일 아 본 일 랜 드 캐 나 다 뉴 영 질 국 랜 드 이 미 탈 국 리 아 포 르 투 갈 폴 터 란 키 드 멕 시 코 StatLink Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 63

66 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 두번째 요인의 경우, 평균 가처분소득은 개인의 연령과 가구 유형에 따라 국가별로 비슷한 양상으로 다양한 모습을 보였는데 특정 인구집단이 소득분포의 하부에 집중되어 있었다(그림 2.4). 모든 국가에서 평균소득은 연령이 증가함에 따라 함께 증가했으며 생산연령이 끝날 때까 지 증가하다가 감소했다. 소득이 정점에 달하는 연령은 국가별로 차이가 있었다. 마찬가지로, 인구를 가구 유형별로 분류할 때 평균 소득은 한 부모 가구에서 자녀 없는 미혼자 가정으로 옮겨가면서 증가했고 자녀 없는 부부의 경우 최고점에 도달하였다. 그리고 자녀가 있는 성인 두 명으로 구성된 가구 (여기까지는 생산연령의 가장), 가구주가 은퇴연령인 부부와 고령의 1 인가구의 경우 평균소득이 감소했다(그림 2.4의 아래 패널). 가구유형에 따른 소득 패턴은 연 령에 따른 패턴보다 더 다양했고 국가별 차이도 컸다. 그림 2.4. 선별된 OECD 국가에서의 연령 및 가구유형별 소득 2000년대 중반 가구 가처분 소득 미국 독일 이탈리아 일본 프랑스 스웨덴 멕시코 OECD-30 캐나다 대상자의 연령, 41세~50세 집단을 1로 봤을 때 한국 영국 OECD-30 가구 유형, 자녀없는 부부를 1로 봤을 때 WASACH WASANC WATACH RATA RASA WASACH WASANC WATACH RATA RASA StatLink 주: WASACH: 생산연령의 가장, 자녀 있는 한 부모 가정; WASANC: 생산연령의 가장, 자녀 없고 성인 1명; WATACH: 생산연령의 가구주, 자녀 있고 성인이 2명 이상; WATANC: 생산연령의 가장, 자녀 없고 성인이 2명 이상; RATA: 은퇴연령의 가구주, 두 명 이상의 성인; RASA: 은퇴연령의 가장, 성인 1명. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 64 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

67 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 인구구조가 소득불균형의 총계요약지표에 미치는 영향 과거의 자료를 보면 소득이 연령과 성별, 또는 가구유형별로 균일하게 분포되지 않음을 알 수 있다. 이러한 차이는 국가별 소득불균형 수준과 소득불균형 수준이 시간이 흐르면서 변화하 는 방식 모두에 있어서 중요하다. 소득 수준의 측면에서 대부분의 연구 결과를 보면 인구구조 의 차이가 OECD 국가별로 나타나는 소득불균형의 큰 차이를 제대로 설명해주지 못하고 있 다. 4 그림 2.5에서 보면 인구집단별 비율과 지니계수가 나와 있다. 1인 가구의 비율이 높은 국 가에서는 지니계수가 낮게 나타나는 경향이 있다. 그러나 자녀와 노인, 한 부모의 분포를 감안 하면 이러한 양상이 뚜렷하게 드러나지는 않는다. 자녀의 비율(%) 그림 2.5. 선별된 인구집단의 비율과 소득불균형 지니 계수 2000년대 중반 대상자의 연령 자녀 노인 노인의 비율(%) 지니계수, 총인구. 지니계수, 총인구. 가구 유형 한 부모 비율(%) 한 부모 가구 1인가구 비율(%) 1인가구 출처: OECD 소득분배 설문자료에 근거하여 계산. 지니계수, 총인구. 지니계수, 총인구. StatLink 시간흐름에 따른 소득불균형의 변화 측면에서는 인구학적 추세의 전반적인 영향을 평가하 기 위해 하나의 접근방식이 사용되었는데 바로 인구구조를 기준연도에 가장 일반적이었던 수 준에 고정 시키고 불평등 정도를 계산하는 방법이다. 몇몇 OECD 국가에서 이러한 계산을 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 65

68 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 수행한 결과가 표2.2에 나타나 있다. 각국의 지니 계수 총 변화(첫번째 열) 외에도 연령별(세 번째 열)과 가구의 특징별(다섯번째 열), 그리고 연령과 가구유형별(일곱번째 열) 인구구조에 서도 동일한 변화가 지배적이었음을 표를 통해 알 수 있다. 연령과 가구 유형은 독립적인 기준 이 아니었지만(예: 나이가 들수록 혼자 사는 경우가 많아짐) 결과에 따르면 크게 두 가지 양상 이 나타난다. 첫째, 연령과 가구유형의 영향이 복합적으로 작용한데 따른 인구구조의 변화는 대부분의 국 가에서 소득불균형 심화에 일조하고 있다. 물론 멕시코와 (정도는 약하지만) 오스트리아, 덴 마크, 이탈리아, 스웨덴 등 예외도 있었다. 불균형 심화에 인구구성의 변화가 미치는 영향은 호주, 캐나다, 프랑스, 독일, 네덜란드, 영국에서 높게(20% 초과) 나타났다. 표2.2. 일정한 인구구조를 가정했을 때 소득불균형의 변화 기간 지니계수의 총변화 일정한 연령구조에서 지니계수의 변화 총 변화율(%) 일정한 가구구조에서 지니계수의 변화 총 변화율(%) 일정한 연령 및 가구구조에서 지니계수의 총변화 총 변화율(%) 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 덴마크 핀란드 프랑스 독일 이탈리아 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 노르웨이 스페인 스웨덴 영국 미국 Average StatLink 주: 처음 사용된 방법은 첫 해와 마지막 해의 인구구조를 계산하고(일곱개의 연령집단 및 여섯개의 가구유형에 대해) 재가중치 요 인(그 두 해의 인구비율로 정의)를 적용하는 것이다. 결과값은, 인구구조가 변함없었다면 나올 수 있는 지니계수와 일치한다. LIS에 자녀 관련 데이터가 존재하지 않는 네덜란드의 경우 첫 해의 가구구조 데이터를 OECD 설문조사 자료에서 추출했다. 독 일 데이터는 wester länder만 해당된다. 1. 룩셈부르크 소득연구 자료를 근거로 함. 출처: 룩셈부르크 소득 연구와 OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 둘째, 소득분배에 미치는 영향은 일반적으로 가구유형별 변화를 통제한 경우 연령별 변화 통제시보다 더 커진다. 놀라울 것도 없는 것이, 후자의 변화는 자녀수 감소(대부분의 국가에 서 평균소득이 낮은 집단)와 노인 비율 감소(역시 보고된 소득이 낮은 집단)에 의해 견인되 기 때문이다. 역으로 가구유형별 인구구조의 변화는 성인이 한 명인 가정(자녀가 있는 한 부 모 가정과 혼자 사는 노인 가구) 즉, 평균소득이 낮은 가구의 비율 증가가 압도적인 경향이 있다. 5 그러나 연령별 영향과 가구유형별 영향으로 나누는 것은 어려운 일인데 많은 국가에 서 1인가구의 비율이 증가하고 있는 추세가 전체 인구 중 노인 인구의 비율 증가를 반영하 는 것이기 때문이다 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

69 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 여러 집단의 상대적 소득의 변화 인구구조의 변화는 복합적인 효과 를 통해 소득불균형의 흐름을 만들어나가는데 기여한 다. 그러나 소득불균형의 흐름은 또한 인구집단 내의, 그리고 인구집단 간의 소득 변화를 반영 하기도 한다. 몇몇 OECD 국가에서는 집단간 평균소득의 변화가 상당했다. 그림 2.6은 두 개 의 시점(가로축은 가장 최근 연도, 세로축은 1980년대 중반)에서 여러 연령집단의 소득을 41 세~50세 집단의 소득과 비교하여 보여주고 있다. 그림에 나타난 국가들은 대상 집단의 상대적 소득이 감소한 국가들이었다. 그림 2.6에서 나타난 가장 중요한 변화는 생산연령 후반부에 있 는 집단(51세~65세)의 큰 약진과 청년층(18세~25세)의 부진이다. 그러나 국가별로 양상은 매우 다양하게 나타났다. 그림 2.6. 연령별 상대소득 41세~49세 연령집단의 소득 대비 각 연령집단의 평균 가구 가처분 소득 1980년대 중반과 2000년대 중반 18세 미만 18세에서 25세 사이 25세에서 40세 사이 1980년대 중반 1980년대 중반 1980년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 51세에서 65세 사이 65세에서 75세 사이 75세 이상 1980년대 중반 1980년대 중반 1980년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 StatLink 주: 가로축은 오스트리아와 벨기에, 아일랜드, 스페인, 포르투갈을 제외한 모든 국가에서 2000년대 중반을 의미하며 이 다섯 개 국가는 2000년 전후를 의미한다. 세로축은 호주와 벨기에, 폴란드, 포르투갈(1995년)과 헝가리(1990)를 제외하고는 1980년대 중반을 의미한다. 출처: OECD 소득분배 설문. 대부분의 국가에서 자녀들의 소득은 증가했는데 특히 미국과 캐나다(8퍼센트 이상)에서 두 드러졌고 호주, 프랑스, 뉴질랜드, 노르웨이에서도 동일한 현상이 나타났다. 스페인, 멕시코 에서는 크게 감소했고 터키와 일본에서는 정도는 약했지만 역시 감소했다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 67

70 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 18세부터 25세까지의 청년층은 평균 4포인트 가량 상대소득의 악화를 기록했다. 덴마크와 멕시코, 뉴질랜드, 노르웨이, 스웨덴, 터키에서는 그 정도가 훨씬 컸다(10포인트 이상). 이 연령집단에서 소득증가를 보인 국가는 7개국에 불과했는데 특히 헝가리, 캐나다, 포르투갈이 두드러졌다. 26세부터 40세까지의 집단에서는 다양성이 훨씬 많이 나타났는데 절반 정도의 국가에서 소 득증가가, 나머지 절반에서는 감소세가 나타났다. 대부분의 경우 변화의 폭은 작았으나 아일 랜드, 헝가리, 호주, 캐나다, 핀란드에서는 대폭 증가했고(5포인트 이상), 멕시코, 덴마크, 스 페인, 포르투갈에서는 대폭 감소(5포인트 이상)했다. 생산연령 후반부(51세~65세)의 사람들이 가장 큰 증가세(평균 7포인트. 그러나 덴마크, 핀 란드, 프랑스, 헝가리, 노르웨이에서는 두 배 이상)를 보였다. 이 기간 중 대부분의 국가에서 는 연령별 소득 프로필이 오른쪽으로 이동하는 추세를 보이며 전체 국가의 절반 이상에서 이 집단이 가장 소득이 높은 집단으로 등극했다. 이 연령집단이 소득감소를 보인 것은 4개 국에 불과했는데 대폭 감소한 것은 멕시코(5포인트 이상) 한 곳뿐이었다. 노인들의 경우 변화의 폭이 작았다. 66세부터 75세까지의 노인들의 경우 8개국을 빼고는 전체 국가에서 약간의 증가세를 보였는데 노르웨이, 헝가리, 오스트리아, 독일, 룩셈부르크에 서는 대폭상승(19포인트 이상)했고 멕시코, 터키, 스페인, 뉴질랜드에서는 대폭 감소했다. 75세 이상의 노인들은 과반수의 국가(특히 오스트리아, 캐나다, 노르웨이)에서 상승했고 11 개국(특히 일본, 뉴질랜드, 스페인, 터키)에서 하락했다. 가구유형별 상대적 소득의 변화는 연령별 변화보다 그 폭이 작았다(자녀가 있고 가장이 생 산연령인 부부가 있는 가구의 소득과 비교하여 표현). 국가들은 일반적으로 그림 2.7의 대각선 양쪽 끝에 고르게 분포하고 있는데 1인 노인가구의 평균 소득증가는 약 4포인트(연구대상 인 18개국에 걸쳐) 한 부모가구는 약간의 감소(약 1포인트)세를 보였다. 상대적인 소득의 변화는 인구학적 변화를 반영할 수도 있다. 특히 연령적 변화의 경우가 그러한데 예를 들어 베이비붐 세대가 노동시장에 진입하는 경우 이들의 임금과 평생 소득에 지장을 받을 수 있고 다른 집단에게도 간접적인 영향을 줄 수 있다(서로 대체되는 정도에 따 라). 7 마찬가지로 인구학적 영향은 서로 다른 연령집단의 정부지원금 소득을 바꾸는 사회정책 의 변화로 이어질 수도 있는데 예를 들면 인구 고령화에 따라 지원금이 줄거나 사회보장 기여 금이 증가할 수 있다(von Weizsäcker, 1996). 그러나 반대의 결과가 나타날 수도 있는데 한 인구집단의 규모가 크면 정치 프로세스에서 중요성을 갖게 되어 소득의 하향조정에 저항하고 자신들에게 유리한 정책을 추진할 역량이 커지는 것이다. 실제로는 상대소득의 변화와 인구비 율의 변화 간의 연관관계가 크다는 증거는 찾기 힘들다. 첫째, 상기 서술한대로 청년층의 소득 손실이 이들의 비율 증가와 함께 발생한 반면 51세부터 65세까지 장년층의 소득증가는 비율 이 증가했음에도 불구하고 발생했기 때문이다. 둘째, 가장 큰 상대소득의 변화를 경험한 일부 집단의 상대소득 변화는 인구학적 이동이 강하게 나타난 국가라고 해서 더 크게 나타나지는 않았다. 이것이 의미하는 바는 다양한 집단의 상대소득 변화는 인구학적 요소 자체에 의해서보 다는 일자리에 대한 접근성 및 복지시스템의 변화에 의해 견인된다는 것이다. 68 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

71 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 그림 2.7. 가구유형별 상대소득 무자녀 생산연령 가구주를 둔 부부의 상대소득 대비 각 가구유형별 가처분 소득, 1980년대 중반과 2000년대 중반 생산연령 가구주, 생산연령 가구주, 생산연령 가장, 자녀 있고 성인 1명 자녀 없고 성인 1명 자녀 있고 성인 2명 1980년대 중반 1980년대 중반 1980년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 은퇴연령 가장, 부부 1980년대 중반 은퇴연령 가장, 독신 1980년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 StatLink 주: 가로축은 모든 국가의 경우 2000년대 중반을 의미한다. 세로축은 호주를 제외한 모든 국가의 경우 1980년대 중반을 의미한다. 출처: OECD 소득분배 설문. 결론 이 장에서 설명한 인구학적 요소, 특히 인구 고령화와 생활방식의 변화는 인구집단별 경제 적 위험 분포를 변화시켜 일부 집단은 상대적으로 기반을 잃는가 하면 일부 집단은 유리한 위 치를 차지하는 모습을 보였다. 이 장에서는 다음과 같은 양상이 두드러지는 것을 알 수 있었 다. OECD 국가의 연령구조 및 생활방식의 변화 -1인 가구, 한 부모 가정, 자녀 없는 부부의 증가 는 가구의 규모를 축소시켰고 소득의 증가를 완화했다. 이러한 인구학적 변화는 대부분의 국가에서 소득분배격차를 증가시켰는데 이는 인구의 연령 구조 변화보다는 생활방식의 변화로부터 기인했다. 대부분의 국가에서 이러한 인구학적 요소 는 소득분배의 관찰된 변화 중 일부만을 설명할 뿐이다. 이러한 OECD 국가의 인구학적 구성 변화는 여러 집단의 상대소득 변화와 함께 발생했다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 69

72 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 대부분의 국가에서 청년층과, 정도는 약하지만 한 부모 가정이 상대소득 감소를 경험한 반면 생산연령의 후반부에 가까운 장년층과 혼자 기거하는 노인들이 가장 큰 상대소득 증가세를 보였다. 이러한 변화는 사회정책의 재정립을 요구하고 있다. 정책입안자들은 전통적으로 인구학적 요인에 노골적으로 초점을 맞춘 정책을 실행하기를 주저해왔다. 이러한 상황이 최근 수년간 변 화하고 있기는 하지만 도입된 정책들 대부분은 일과 가정의 양립이나 출산장려를 목적으로 한 것이었다. 그러나 이러한 정책들 역시 소득불균형에 영향을 미친다. 그러므로 다양한 집단의 경제적 조건 차이를 야기하는 것이 무엇인지에 대한 이해제고가 수반되어야 하며 경제적 자산 의 재분배에서 손해를 보고 있는 가구를 겨냥하여 정책 실행이 이루어져야 한다. 주 1. 소득분배에 대한 OECD 설문에서는 개인을 이들이 거주하는 가구의 특징별로 분류하고 있는데 주요 기준은 가장의 연령(65세 이상인지 아닌지), 자녀의 유무, 성인의 숫자(독신 및 부부)이다. 뒷장에 서는 가구 내 근로자의 수(0명, 1명, 2명 이상)가 추가적인 기준으로 사용된다. 2. OECD 설문의 자료는 한부모 가구, 즉 성인 1명과 자녀가 있는 가구에 사는 개인들의 증가를 축소 하고 있을 가능성이 있다. 배우자 외의 성인과 거주하는 한 부모(예: 자신의 부모, 기타 동거인들) 는 그러므로 부부(커플) 가정으로 분류되어 있다 년대 중반부터 2000년대 중반까지 시간의 흐름에 따른 소득불균형의 변화에 있어서 은퇴연령 인구의 지니계수는 절반 이상의 국가에서 감소했다. 그 외의 국가에서는 생산연령 인구의 지니계수 보다 소폭 증가했다. 4. Brandolini and D Alessio (2001) 참조. 이들은 12개 유럽 국가에 이탈리아의 인구구조를 적용했 다고 가정했을 때 나타날 대수편차평균 (MLD)를 계산하기 위해 LIS 자료를 사용하고 있다. 가구규 모의 차이 및 가장의 연령과 성별을 통제한 후 이들은, 이탈리아 가구와 다른 11개 유럽 국가의 가 구 사이의 차이는 이탈리아에서 불균형이 높은 이유를 설명해주지 않는다고 결론 내렸다(즉 이탈리 아의 인구 프로파일을 기준으로 했을 때 다른 유럽 국가들이 더 낮은 소득 불균형을 보임). 5. 다른 접근방식들은 불균형의 이러한 변화의 이면에 존재하는 다양한 요소들의 상대적 중요성을 풀어 내는데 목적을 두었다. 하위인구 집단별로 추가로 분석될 수 있는 불평등 지표들(MLD 등)에 있어 서 불평등의 총 변화는 집단 간 그리고 집단 내 소득차의 합계와 인구학적 구조의 영향을 나 타내는 잔여 요소의 합계로도 표현될 수 있다. 이러한 불평등 지표에 대해서 다양한 영향의 전반적 인 신호를 결정하는 조건들을 분석적으로 끌어내는 것이 가능하긴 하지만, 지니계수와 같은 다른 불 평등지표와 유사한 수단은 없다(von Weizsäcker, 1996). 6. 유사한 지니계수 기준 분석방법이 호주 연구 Li (2005)와, 영국 연구를 위해 Reed (2006)에 사용되 었다. 첫번째 연구(1990년대 중반부터 2000년대 초반까지의 자료에 적용된 좀 더 정제된 방법론에 기반한 연구)에 따르면 연령 구조의 변화는 소득불균형 총 증가분의 약 3분의 1(유 의미하지 않은)을 설명하고 있는데 두번째 연구(1979년부터 2003/04년까지의 기간 중 가구별 특징 을 좀 더 광범위하게 통제한 연구)에 따르면 인구학적 변화는 소득불균형의 전체 증가분 중 약 20%를 설명하고 있다. 7. 각 집단의 상대소득과 집단 크기간의 관계는, Esterlin(1987)에 따르면 규모가 큰 집단이 노동시장에 진입하면 초기 급여는 낮아지고 이러한 하락은 결혼과 자녀 출산을 늦추는데 영향을 미치게 되므로 70 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

73 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 이들이 일하는 기간 내내 이어질 수 있다. 참고문헌 Brandolini, A. and G. D Alessio (2001), Household Structure and Income Inequality, Luxembourg Income Study Working Paper, No. 254, Luxembourg. D Addio, A. and M. Mira d Ercole (2005), Trends and Determinants of Fertility Rates: The Role of Policies, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, No. 27, OECD, Paris. Dang, T.-T., H. Immervoll, D. Mantovani, K. Orsini and H. Sutherland (2006), An Age Perspective on Economic Well-Being and Social Protection in Nine OECD Countries, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, No. 34, OECD, Paris. Dixon, M. and J. Margo (2006), Population Politics, Institute for Public Policy Research, London. Easterlin, R.A. (1987), Easterlin Hypothesis, in J. Eatwell, M. Milgate and P. Newman (eds.), The New Palgrave: A Dictionary of Economics, The Stockton Press, NewYork, pp Li, Y. (2005), Impact of Demographic and Economic Change on Measured Income Inequality, Research Paper, Australian Bureau of Statistics, Canberra. Reed, H. (2006), Modelling Demographic Pressure on Poverty and Inequality, in M. Dixon and J. Margo (eds.), Population Politics, Institute for Public Policy Research, London. Ringen, S. (2007), What Do Families Do?, Chapter 5 in S. Ringen, What Democracy Is For?, Princeton University Press. von Weizsäcker, R.K. (1996), Distributive Implications of An Ageing Society, European Economic Review, Vol. 40. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 71

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75 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 부록 2.A1 일부 OECD 국가의 인구 구조 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 73

76 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 0-17 표 2.A1.1. 선별된 OECD 국가의 인구 구조 A. 연령별 B. 가구유형별 >65 성인1 /자녀 없음 생산연령의 가구주 성인1 /자녀 있음 성인2 /자녀 없음 성인2 /자녀 있음 은퇴연령의 가구주 호주 차이 오스트리아 차이 벨기에 차이 캐나다 차이 체코 차이 덴마크 차이 핀란드 차이 프랑스 차이 독일 차이 그리스 차이 헝가리 차이 아이슬란드 아일랜드 차이 이탈리아 차이 일본 차이 한국 룩셈부르크 1986/ 차이 성인1 성인2 74 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

77 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 2. 인구구조와 생활양식의 변화: 가구소득분포 격차 증가의 주요 원인은 무엇인가? 표 2.A1.1. 선별된 OECD 국가의 인구 구조(계속) A. 연령별 B. 가구유형별 >65 성인1 /자녀 없음 생산연령의 가구주 성인1 /자녀 있음 성인2 /자녀 없음 성인2 /자녀 있음 은퇴연령의 가구주 멕시코 차이 네덜란드 차이 뉴질랜드 차이 노르웨이 차이 폴란드 포르투갈 차이 슬로바키아 스페인 차이 스웨덴 차이 스위스 터키 차이 영국 차이 미국 차이 평균 차이 성인1 성인2 StatLink 주: 연령별 인구구조의 OECD 25개국 평균 (아이슬란드, 한국, 폴란드, 슬로바키아, 스위스 제외)과 가구유형별 인구구조의 24개국 (아일랜드도 제외) 평균. 출처: OECD 소득분배 설문. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 75

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79 제2절 제3장 근로소득과 소득 불균형: 상호관계의 이해 * 지난 20년간 전일제 근로자들간 급여격차가 증가했다. 이러한 불균형은 연간 작업량 을 감안하여 모든 근로자의 개인적인 근로소득을 살펴보면 훨씬 더 커진다. 실제로 근로를 하는지 여부에 관계없이 전체 생산연령 인구의 급여분포를 살펴보면 지난 10 년간 가구 근로소득의 집중도는 대체로 안정적인 상태로 머물러 있었던 반면 자본소 득과 개인사업소득의 집중도는 크게 증가했음을 알 수 있다. * 이 장은 OECD 사회정책과의 마르코 미라 데르콜과 독일 프라이부르그 대학에 있는 아데론케 오시코니무가 작성했다.

80 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 서론 소득불균형의 동인에 관한 논의의 상당수는 근로소득분배와 기술개발, 급여가 낮은 국가와 의 무역, 근로소득에 대한 제도적 변화에 초점을 맞추어 왔다. 1 이러한 논의는 지금까지 소득 불균형에 관련해 발생한 일들을 평가하는데 있어 매우 중요하다. 근로소득은 가구소득 중 가장 큰 부분을 차지하는 요소이기 때문에 소득불균형의 변화에 있어 중요한 역할을 수행하고 있다. 그러나 근로소득과 소득불균형간의 관계는 복잡하다. 많은 요인들이 얽혀있는데 어떤 것은 가 구소득의 분배에 근로소득 불균형이 미치는 영향을 상쇄하기도 하고 강화하기도 한다. 2 관련된 요인이 다양하고 개념 차가 크기 때문에 이를 설명하는데 사용되는 측정방법 및 통계적 출처, 근로자들 간의 근로소득분배 변화, 그리고 사람들간 시장소득(근로소득과 개인사업소득, 자본 소득의 합계)의 변화는 때로는 서로 다른 방향으로 움직일 수 있다. 그림 3.1에 포함된 대부분 의 국가에서 지난 10년간 근로소득 및 시장소득 분배의 변화는 같은 방향으로 움직였으나 예 외도 있었고 두 가지 모두 일관성 있게 움직일 때조차 상호연관성의 정도에는 차이가 있다. 3 개인 근로소득은 P90/P10 그림 3.1. 개인 근로소득과 가구 시장소득 분배의 변화 1990년대 중반부터 2000년대 중반 가구 시장소득의 지니계수 StatLink 주: 생산연령의 사람들간 시장소득 불균형과 전일제 근로자들간 근로소득불균형. 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지의 데이터 사용. 출처: OECD 근로소득 데이터베이스 및 소득분배 설문. 이 장에서는 개인적인 근로소득분배와 시장소득분배간의 관계에 초점을 맞춤으로써 생산연 령 사람들간의 소득불균형변화 견인에 노동시장이 어떤 역할을 하는지 조명해 보도록 한다. 이 에 따라 이 장에서는, 세금과 공적이전(이들 사안은 제4장에서 다룸)을 통해 달성한 소득 재분 78 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

81 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 배는 무시하고 노인들간의 소득분배에 영향을 미치는, 정성적으로 서로 다른 요인들로부터 내 용을 끌어내기로 한다. 이 장에서는 OECD 근로소득 통계자료의 주요 특징 중 일부를 설명한 후 (박스 3.1), 전일제 근로자들간의 근로소득 불균형 추세를 검토하고 비정규직 일자리의 성 장이 모든 근로자들간의 근로소득 불균형을 어떻게 변화시켰는지 논하도록 한다. 그리고 나서 개인별 근로소득에서 가구별 근로소득, 가구별 근로소득에서 시장소득으로 이동할 때 개입하게 되는 요소들을 일부 설명하도록 한다. 박스 3.1. 개인별 근로소득의 분배에 관한 OECD 통계의 개념적 특징 OECD가 근로소득 데이터베이스(표 3.A1.1 참조. 수집한 상대 적 근로소득 통계자료는 개인 및 회사 대상 설문조사, 행정 등록기록, 세무기록 등 여러 출처에서 추출한 자 료이다. 이 자료는 전일제 일자리를 갖고 있는 생산 연령의 개인들을 대상으로 하고 있다. 전일제 일자리가 모든 OECD 국가의 총 고용 중 가장 큰 부분을 차지하고 있기는 하지만 이들 출처에서 사용하고 있는 전일 제 일자리의 정의는 노동력 설문조사에서 사용된 정의와는 다를 수도 있다. 이러한 근로소득 자료는 일본적 으로 세전 자료이며 경제 전체를 의미하지만 예외도 있다(즉, 일부 국가에서는 일반정부 또는 농업 등 고용 의 일부 부문은 제외하기도 한다). 자료는 또한 여러 개념의 근로소득(대부분의 경우 시급과 주급, 일부 국 가의 경우 연봉과 월급여)을 나타내며 직원 급여 패키지의 여러 요인들을 포함하고 있다. 이러한 차이 때문 에 OECD에서 수집한 것과 같은 근로소득 자료는, 국가별 근로소득 불균형 수준을 비교할 때 보다는 일정기 간 동안의 근로소득 분배의 변화를 평가하는데 좀 더 적합하다(Atkinson, 2007). * 이러한 방법론적 특징을 떠나 근로소득과 소득분배간의 관계는 더욱 심오한 개념적 차이의 영향을 받는다. 그 중 가장 중요한 것은 각각의 경우에 사용된 분석 단위와 관련되어 있다(Saunders, 2005). 근로소득 불균 형의 측정값은 근로자들간의개인적인근로소득분포를의미한다. 반대로 소득 불균형의 측정값은 개인을 분석 단위로 사용한 경우라 하더라도- 소득이 합쳐지고 구성원들 간에 공유되는 기본 단위는 가구이다. 이것이 의미하는 바는 연령과 고용상황에 관계없이 모든 개인을 고려하여 이들 각각에게 이들이 속한 가구의 소득을 분배하는 방식이다. 이러한 차이는 근로소득분배와 소득분배간의 관계를 이해하는데 중요한 시사점을 갖는 데, 이는 후자가 근로자들이 가구 안에서 자신들의 근로소득을 합치는 방식과 서로 다른 특성을 지닌 가구들 간의 고용기회의 분배에 의해 영향을 받게 되기 때문이다. * 비교성의 문제는 가구 소득 분배에 관한 정보에 영향을 미치긴 하지만 근로소득의 경우보다는 정도가 덜하다. 이러한 문 제점들에 대해서는 제1장의 부록 1.A1을 참조한다. 전일제 근로자들의 주요 개인적 근로소득 분포패턴 지난 수십 년간 노동시장 상황이 변화하면서 모든 OECD 회원국의 개인 근로소득 분포가 상당한 영향을 받았다. 이러한 양상들을 설명하고자 했던 많은 학술문헌에서는 대개 전일제로 일하는 근로자들에게 초점을 맞추었는데 이는 이들이 총 고용에서 차지하는 비율이 가장 높기 때문이다(Gottschalk and Danziger, 2005). 그림 3.2는 대부분의 OECD 국가에서 전일제로 일하는 근로자들 간에 개인 근로소득의 분포격차-십분위율로 측정-가 크게 벌어지는 모습을 보여주고 있다. 평균적으로, 1985년 이후 정보가 나와 있는 11개 OECD 국가에서 근로소득 격차는 1990년 이래 10%가량 증가했으며 이러한 증가의 대부분은 1995년 이래 발생했다. 이러한 격차증가는 분포의 상하위층 모두에 영향을 미쳤으나 하위층(1990년 이래 P50/P10이 4% 증가)보다는 상위층(1990년 이래 P90/P50이 7% 증가)의 증가폭이 더 컸다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 79

82 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 그림 3.2. 전일제 남성 근로자의 근로소득 분산 트렌드 1990 인덱스 = 1.0 핀란드 프랑스 뉴질랜드 캐나다 독일 일본 영국 미국 스웨덴 OECD-11 네덜란드 OECD-11 P90/P10율 P50/P10율 P90/P50율 StatLink 주: 근로소득 격차에 대한 세 개 지표가 나와 있다. 맨 윗 도표는 전체 분포(즉 9번째 십분위와 첫번째 십분위의 상한선 간 비율) 를 의미하고 중간의 도표는 분배의 하위권(첫번째 십분위의 상한선에 대한 중위 근로소득의 비율)을 의미하며 마지막 도표는 상위층(평균 근로소득에 대한 9번째 십분위의 상한선 비율)을 의미한다. 전일제 근로자들의 급여는 프랑스를 제외하고 모든 국 가에서 세금과 사회보장 기여분이 포함된 금액으로 보고되는데 프랑스의 경우 근로자들이 납부하는 사회보장 기여분은 제외한 다. 일부 국가의 데이터는 빠진 부분이 보완되었다. OECD 11개국은 캐나다, 핀란드, 프랑스, 독일, 일본, 네덜란드, 뉴질랜드, 스웨덴, 영국, 미국, 한국(위에는 나타나지 않음)을 포함한다. 출처: OECD 근로소득 데이터베이스. 그러나 이러한 근로소득 격차의 평균적인 증가는 국가마다 상당한 차이를 보인다. 독일, 뉴 질랜드, 네덜란드, 스웨덴, 미국의 경우 전일제 남성 근로자들간의 근로소득 격차의 증가는 그 폭이 크고 지속적인 반면 캐나다, 프랑스, 핀란드, 일본의 경우 근로소득분포가 비교적 안정적 이거나 증가폭이 작았다. 4 전체적인 개인별 근로소득분포의 변화 양상이 국가별로 이렇게 크게 80 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

83 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 차이가 나는 것은 상위층보다는 분포의 하위층에서 트렌드의 변수가 더 큰 현상을 반영하고 있다. 캐나다와 핀란드, 프랑스, 일본의 경우 P50/P10 율이 하락한 반면 영국과 미국에서는 완만하게 증가했고 독일의 경우 좀 더 급격한 증가세(15% 초과)를 보였다. 역으로 분포 상위 층에서 격차가 증가하는 현상은 프랑스와 핀란드를 제외하고 모든 국가에서 공통적으로 나타 났으며 뉴질랜드와 미국의 경우 13%를 초과했다. 이러한 증가세조차 최상위층의 근로소득 분 포격차 증가는 제대로 반영하지 못하고 있다. OECD 근로소득 통계자료에서는 고소득 근로자 들의 급여 패키지 중 상당 부분을 빠뜨리고 있다. 5 전일제 여성근로자의 근로소득 불균형 추세는 일반적으로 남성의 경우보다 좀 더 기복이 심하다. 1985년부터의 근로소득 자료가 나와 있는 11개 OECD 국가에서 P90/P10율은 1990 년 이래 11% 증가했는데 남성의 경우 10%였고 대부분의 증가는 분포의 상위층에서 이루어졌 다(1990년 이래 P90/P50은 8%증가. 반면 P50/P10은 3% 증가). 6 국가간 전일제 여성근로 자의 근로소득 분배는 스웨덴, 미국, 영국에서 격차가 벌어졌고 프랑스와 핀란드에서는 대체로 안정적이거나 증가폭이 작았다. 성별에 관계없이 전체 전일제 근로자들의 근로소득분포 변화를 보면 추가적인 요소들이 발 견된다. 일반적으로 이러한 변화는 남성과 여성을 따로 놓고 봤을 때보다 훨씬 작다. 1985년 이래 남녀별 근로소득 데이터가 나와 있는 11개 OECD 국가에서 1990년 이래 기록된 P90/P10율은 7%인데 남녀를 구분했을 경우의 비율의 3분의 2 정도이다. 7 이것은 남녀간 급 여차이(남성과 여성 전일제 근로자간 평균 근로소득의 차이)의 감소를 반영하는데 이는 두 분 배간 거리 를 좁혔고 전체 전일제 근로자들 중 여성의 비율 증가를 상쇄했다. 이것은 남녀 간 급여차가 계속되었다면 전체 분배의 아래쪽 끝을 납작하게 만들었을 것이다. 8 남녀를 따로 구분한 경우 전일제 근로자들의 근로소득 분포 격차 증가는 상위권의 격차 증가에 의해 견인된 것이다. 소득격차가 심화된 것은 각 소득계층별 근로자들의 소득증가 속도가 달랐기 때문이다. 그 러나 이러한 차이점들이, 저소득 근로자들을 앞지르는 고소득 근로자들의 실질 근로소득 증가 를 반영한 것인지 아니면 역으로 분배의 하위층에 위치한 근로자들의 실질근로소득손실을반영 한것인지도중요하다. 그림 3.3을 보면 남녀 근로자간, 국가간 십분위별 전일제 근로자들의 실 질 근로소득 증가의 몇 가지 상당한 차이를 알 수 있다. 모든 국가에서 분배의 하위층에 위치 한 여성들이 남성들보다 큰 근로소득 증가를 기록한 반면 상위층에서는 남녀별 차이가 비교적 적었다. 1980년부터 2005년까지의 기간 동안 미국에서는 분배의 하위층에 있는 전일제 남성 근로자들은 실질 근로소득 손실을 경험했고 분배의 중간층에 있는 근로자들 역시 1997년 이 래 캐나다에서 실질적인 하락을 경험했다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 81

84 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 그림 년부터 2005년까지 십분위별 전일제 남녀 근로자의 실질 근로소득 증가 연간 평균 증가율 (단위: 퍼센트) 호주 캐나다 핀란드 독일 네덜란드 일본 스웨덴 영국 미국 StatLink 주: 호주와 일본, 미국의 경우 1980년부터 2005년까지의 연간 증가율; 핀란드, 독일, 스웨덴은 1980년부터 2004년까지; 영국은 1980년부터 2003년까지; 네덜란드는 1985년부터 2005년까지; 캐나다는 1997년부터 2005년까지. 명목 근로소득 데이터는 소 비자 물가 인상폭으로 조정. 출처: OECD 근로소득 데이터 모든 근로자들간의 근로소득분배: 비정규 고용의 중요성 모든 종업원들의 개인별 근로소득 분배의 변화는 전일제 근로자들간의 분배에 영향을 미치 는 요소들 이외의 요소들이 미치는 영향력을 반영한다. 여기에는 파트타임 근로자들과 비정규 고용 등 다른 근로자 집단과의 근로시간 및 급여 차이가 포함되는데 이는 상기 사용된 OECD 근로소득 데이터에서 빠져 있다. 82 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

85 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 비정규 일자리의 중요성은 최근 몇 년간 증가했는데 그 정도는 국가별로 다양하다. 예를 들어 OECD 국가에서 1990년대 중반 이래 전체 고용 중 파트타임 일자리의 발생 정도는 대체 로 안정적(2006년 16%)이었지만 독일과 스페인, 한국에서는 급격히 증가했다(OECD, 2007a). 마찬가지로 임시근로자(임시파견근로자, 대기근로자, 1년 이하의 계약직)의 발생비율 은 평균적으로 약간 증가(1985년의 10%를 약간 상회하는 수준에서 2000년 12%로 상승)했 으나 스페인, 이탈리아, 아일랜드에서는 상승폭이 훨씬 컸다(OECD, 2002). 9 근로자를 분류하 는 이 두 가지 카테고리 외에도 비정규직으로 일하고 있는 일부 근로자들은 자영업자로 분류 되어 근로소득 통계자료에서 제외되기도 한다. 파트타임 종사자들의 주당 근무시간이 상대적으로 적고 여러 종류의 임시직 근로자들의 연 간 근로 주수가 상대적으로 적기 때문에 비정규 근로자들을 포함시키게 되면 전체 근로자들의 연간 근로소득 분포격차가 크게 증가하게 된다. 이것이 의미하는 바는 연간 근로소득 분포의 하위층에 위치한 근로자들은 대부분 연간 근로 일수가 낮은 이들이며 이는 그들이 파트타임으 로 일하거나 전일제로 일하지만 연중 일부만 일하고 있기 때문이라는 점이다(Burniaux, 1997 참조). 10 파트타임 또는 간헐적인 근로가 선택 에 의한 것이라면 우려할 사항이 아니다. 비 정규 일자리는 종종 사람들의 다양한 생활방식에 좀 더 적합한 유연한 방식으로 근로할 수 있 는 기회를 제공해준다. 그러나 설문조사에 따르면 많은 파트타임 근로자들이 적절한 일자리가 있기만 하다면 더 많은 시간을 일하고 싶다고 답했고 이러한 비자발적 파트타임 근로자들의 비율(OECD 전체적으로 2005년에 파트타임 근로자의 16%)이 현재 1985년에 비해 약 세 배 로 늘어났다(OECD, 2007a). 11 비정규직 근로자들은 근로시간의 차이 외에도 대체로 시급을 적게 받는다. 1990년대 중반, 파트타임 근로자들의 시급은 전일제 근로자들보다 약 25% 적었으며(OECD, 1999) 임시직 근 로자들과 정규 직원들간의 격차는 1990년대 후반 유럽 국가의 표본과 비슷했다(OECD, 2002). 이러한 급여차이는 부분적으로는 개인의 서로 다른 특성(예: 나이, 재직기간, 자격조 건)과 이들이 일하는 회사의 특성(예: 규모와 산업의 종류)을 반영하지만 이렇게 서로 다른 특 성을 통제한다고 해서 정규직이냐 파트타임이냐 여부와 관련된 급여차이가 사라지지는 않는다 (OECD, 1999 and 2002). 12 뿐만 아니라 일본과 한국 등 일부 국가에서는 전일제 근로자들 의 근로소득 통계치에 비정규 근로자들의 근로소득이 제외되어 있는데 비정규직 근로자들의 근로시간이 정규직 근로자들과 동일한 경우에도 그렇다. 이 두 국가에서는 비정규 근로자들은 정규 근로자들에 비해 시급을 40에서 60% 정도 덜 받는데 이 격차는 생산성 차이로 설명하기 에는 너무 크다(OECD, 2006 and 2007b). 급여의 차이 외에도 이들 근로자들의 상당수는 추가 적인 직원혜택 및 보장을 받지 못하며 이는 실제 급여의 격차가 더욱 크다는 사실을 암시한다. 개인 근로소득 분포에 있어서 비정규 고용의 중요성을 볼 수 있는 한 가지 방법은 근로소 득 자료의 범위가 전일제 근로자들에서 모든 근로자들로 확대되었을 때 불평등의 전형적인 측 정치가 어떻게 바뀌느냐를 보는 것이다. 그림 3.4는 룩셈부르크 소득 연구 LIS 프로젝트에서 추 출한 2000년경 OECD 19개국 마이크로데이터를 기반으로 한 개인별 근로소득의 지니계수 추 정치이다. 첫번째 도표는 개인별근로소득의불균형이전일제남성근로자(가로축)로부터 성별 관계 없이 모든 전일제 근로자들(세로축)로 이동하면서 국가별로 어떻게 변화하는지를 보여준다. 두 번째 도표는 전체 전일제 근로자(가로축)에서 전일제, 파트타임 관계없이 모든 근로자(세로축) 로 이동할 때 개인별 근로소득 불균형이 어떻게 바뀌는지를 보여준다. 그림 3.4에서 나타나는 두 가지 주요 양상은 이렇다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 83

86 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 그림 3.4. 전일제 근로자에서 모든 근로자로 확대될 때 개인별 근로소득분배의 불균형 2000년경의 지니계수 개인별 근로소득의 불균형, 전일제 근로자 개인별 근로소득의 불균형, 모든 근로자 전일제 근무하는 남성 및 여성 근로자 전일제 및 파트타임 남성 및 여성 근로자 전일제 근무하는 남성 근로자 전일제 근무하는 남성 및 여성 근로자 StatLink 주: 지니계수는 가장의 나이가 18세에서 65세 사이인 가구에 속하는 개인을 대상으로 한다. 데이터는 2000년 자료이며 호주 (2001), 헝가리와 네덜란드, 영국(1999)은 예외이다. 출처: 룩셈부르크 소득 연구(LIS) 첫째, 전일제 남성근로자들의 개인별 근로소득 분포의 폭은 국가별로 큰 차이가 있는데 멕 시코와 미국은 지니계수가 0.45 전후, 이탈리아, 오스트리아, 독일, 핀란드, 벨기에, 그리스 는 0.25 미만이었다. 역으로 전일제 여성근로자들을 포함시키더라도 모든 전일제 근로자들 의 개인별 근로소득 분배에 미치는 영향은 크지 않았는데 대부분의 국가에서 약간 격차가 벌어졌고 멕시코, 호주, 핀란드, 미국에서는 약간 좁아졌다. 13 둘째, 파트타임 근로자들을 포함시키면 개인별 근로소득 분배는 크게 벌어진다. 평균적으로 모든 근로자들의 개인별 근로소득의 지니계수는 전일제 근로자들의 계수를 0.06포인트만큼 초과(즉, 20% 증가)하며 핀란드, 스웨덴, 독일, 네덜란드에서는 증가폭이 크고 그리스와 멕 시코는 미미하다. 또한 국가별로 파트타임 근로자들을 포함시켰을 때 전일제 근로자들의 근 로소득분배가 좁은 국가들의 경우 근로소득분배의 격차증가폭이 더 큰데 이는 좁은 근로소 득분배가 몇몇 국가에서 파트타임 근로자들의 확산을 부추겼을 수도 있음을 보여준다. 개인별 근로소득에서 가구별 근로소득으로: 영향을 주는 요인은 무엇인가? 개인별 소득에서 가구별 소득으로 이동하려면 개인간의 분석이 광범위해져야 하는데 이들 이 가구 내 다른 구성원들과 소득을 어떻게 합하고 나누는가, 일자리는 사람들 간에 어떻게 분 배되는가를 고려해야 한다. 이러한 요인이 모두 중요하긴 하지만 각 요소의 역할을 평가하는 것은 근로소득이 없는 가구를 분석에 어떻게 포함시킬 것인가와 사람들이 어떻게 순위매겨 지는가 에 달려있다(가구의 총 근로소득을 기준으로 할 것인가 최종 가처분소득을 기준 으로 할 것인가). 가구 근로소득불균형을 측정할 수 있는 요약 지표로 실제로 일을 하는지 여부에 관계없이 모든 사람들에 대해 가구소득 집중화 계수를 사용할 수 있다(OECD 소득분배 설문의 집단별 데이터를 기준으로 계산할 때처럼). 14 대부분의 OECD 국가에서 이러한 가구근로소득불균형 84 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

87 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 수치는(그림 3.5의 패널 A) 2000년대 중반까지 10년간 상당히 안정적이었는데 캐나다와 독 일, 뉴질랜드와 노르웨이에서 상당한 증가세가 나타났고 멕시코에서는 하락했으며 정도는 덜했 으나 그리스, 헝가리, 덴마크, 핀란드, 이탈리아에서도 하락했다. 그림 3.5에 나타난 가구 근로 소득 불균형 측정값에 대한 국가별 차이가 큰 것은 부분적으로는 근로소득 측정의 차이(근로 소득이 세전이냐 세후냐)를 반영하고 있기 때문이다. 그러나 분석 자료를 세전 데이터로 보고 한 국가로만 한정하더라도 국가별 차이는 여전히 중요한데 그 값은 미국, 뉴질랜드, 영국, 호주 의 0.40 이상부터 덴마크, 스웨덴, 노르웨이, 그리스, 이탈리아, 룩셈부르크의 0.30 전후까지 분포한다. 1990년대 중반 그림 3.5. 급여생활자의 유형에 따른 가구 근로소득 집중 A. 가구 근로소득 B. 가장의 소득 1990년대 중반 1990년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 C. 배우자의 소득 D. 다른 가구 구성원들의 소득 1990년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 StatLink 주: 집중 계수는 지니계수와 동일한 방법으로 계산하는데 유일한 차이는 개인이 버는 수입이 아니라 가처분 소득으로 순위를 매긴 다는 점이다. 집중계수는 각 소득 십분위 집단에서 평균 가구 근로소득의 그룹별 데이터를 근거로 계산한다. 데이터는 그리스, 헝가리, 멕시코, 폴란드, 터키를 제외한 모든 국가에서 총(세전) 근로소득을 의미하며 이들 국가에서는 세후로 측정한다. 출처: OECD 소득분배 설문. 가구 근로소득 분포의 국가별 차이는 가장의 소득, 배우자와 다른 가구 구성원들의 소득을 따로 봤을 때(그림 3.5의 패널 B, C, D)에도 확연하다. 2000년대 중반, 배우자의 근로소득은 가장의 소득보다 훨씬 더 집중(평균 3분의 1 높은 집중계수)되어 있었으며 정도는 덜했지만 다른 가구 구성원들의 소득에도 동일한 양상이 나타났다(약 5분의 1 더 높은 불평등). 배우자 근로소득의 불평등이 크다는 사실은 박스 3.2에서 설명한 여러 요인들을 반영하고 있지만 이 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 85

88 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 러한 불균형의 크기가 국가별로 다른 것은 부분적으로는 각 국에 2인의 근로소득자가 있는 가 구가 얼마나 많은가를 반영하고 있다. 이것은 근로소득자가 2인인 가구의 비율이 낮은 국가(터 키와 그리스 등)에서 배우자와 가장의 근로소득의 지니계수 간 격차가 훨씬 크다는 사실에 의 해 뚜렷하게 드러난다. 국가별 차이는 여러 형태의 근로소득 간 소득 불균형의 변화를 보아도 확연하다. 예를 들어 독일에서는 배우자의 근로소득이 가장의 근로소득보다 훨씬 더 집중되어 있으며 영국은 배우자와 다른 가구 구성원들의 근로소득의 불균형이 비교적 낮은 현상이 가장 의 약간의 근로소득 증가와 함께 나타났다. 다시 말해 가장의 근로소득 불균형의 변화와 배우 자 및 다른 가구 구성원들의 근로소득 불균형의 변화간 상관관계는 미미했다. 근로자들의 개인적 근로소득 불균형은 커지는데 사람들간의 가구별 근로소득분배는 대체로 안정적인 현상은 어떻게 설명할 수 있을까? 한 가지 요인은 고용의 변화와 가구간 고용의 분 포 변화일 것이다. 2000년대 중반까지 10년간 평균 비고용률은 감소했으며 대부분의 OECD 국가, 특히 스페인, 아일랜드, 핀란드에서 감소세가 나타났는데 몇몇 동유럽 국가와 터키에서는 증가했다(표 3.1). 그러나 근로소득이 없는 사람들의 비율 감소는 중등교육을 받은 사람들에게 주로 이익을 준 반면 교육 수준이 낮은 이들은 고용 수준의 하락을 경험했다. 15 뿐만 아니라 비고용률의 평균적인 감소는 실업 가구 거주자 비율의 유사한 감소세와 일치하지 않았다. 비고 용률에서 가장 큰 하락세를 기록한 국가들은 가구 실업으로 진입하는 경향이 더 컸으나 이 두 변수간의 상관관계는 크지 않으며 몇몇 예외도 있다 년까지 10년간 가구 실업의 하락 폭이 비교적 컸던 국가들은 가구 근로소득의 집중도 비교적 낮은 양상을 보였다(그림 3.6, 왼 쪽 도표). 마찬가지로 근로소득자가 2인인 가구에 속한 사람들의 비율이 가장 많이 증가한 국 가들은 배우자 근로소득 불균형이 더 급격하게 감소하는 모습을 보였다. 그러나 국가별 경험의 편차가 크다는 것은 일자리에 대한 접근성 외에도 다른 요소들이 작용하고 있음을 암시한다. 17 가구 근로소득분포를 결정하는 다양한 요소들의 중요성을 볼 수 있는 한 가지 방법은 근로 소득 자료의 범위가 개별 근로자에서 근로여부에 관계없이 모든 사람들로 한 단계씩 확대되면 서 불평등이 어떻게 변하는가를 보는 것이다. 그림 3.7은 (소득이 아니라) 가구 근로소득별로 순위가 매겨지는 사람들과 가구 근로소득(생산연령 가장이 있는 가구에 거주하는 사람들간)에 대한 지니계수 값을 보여준다. 첫번째 패널은 근로자들의 개인적 근로소득 불균형과 동일한 이 들의 가구 근로소득을 비교하고 있으며(이들간의 파트너쉽 형성을 허용한 후) 가구 근로소득 은 가구별 근로자의 수에 따라 맞추어졌다. 두번째 패널은 비근로 배우자와 자녀를 분석에 포 함시킨 후 획득한 불균형과 이전에 정의된 가구 근로소득 불균형을 비교하고 있다. 세번째 패 널은 급여소득이 플러스(상기 정의된 대로)인 가구에 사는 모든 사람들의 가구 근로소득 분포 를 모든 가구(근로소득이 전무한 가구 포함)의 근로소득 분포와 비교하고 있다. 18 불평등 측정 값은 국가별로 다양하며 그 정도도 서로 다르다. 첫째, 근로자들 간 파트너쉽 형성과 이로 인해 가능해지는 소비에 있어서의 규모의 경제는 개인적 근로소득 대비 모든 근로자의 가구 근로소득 분포를 좁게 만든다. 평균적으로 가구 근로소득 불균형은 개인적 근로소득의 불균형보다 0.04 포인트 정도 낮으며 (12% 감소) 네덜란드와 미국, 덴마크, 핀란드는 감소폭이 크고 캐나다가 유일한 예외국이다. 86 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

89 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 박스 3.2. 가구주의 근로소득보다 배우자 근로소득의 불균형이 크다는 것은 어떻게 설명할 수 있을까? 가구주와 비교하여 배우자 근로소득의 분포를 결정하는 데에는 상호를 부분적으로 상쇄하는 두 가지 요소가 작용했다. 첫번째 요소는 결혼시장의 특성, 특히 교육수준이 높은(그래서 근로소득이 높을 가능성이 큰) 배우자가 동 일한 특성을 가진 가구주와 매칭 되는(소위 동일 부류간 결혼 이라 불리는 현상) 특성을 반영한다. 미국에서의 결혼의 중요성에 대한 연구가 많이 나와 있는데(예: Juhn and Murphy, 1997), 교육수준이 높은 사람들끼리 결혼하는 경향이 증가하면서 한쪽에서는 교육수준이 낮은 여성들(특히 소수인종 여성들) 은 적합한 배우자를 찾기가 어려워지는 현상이 증가한다는 것이다(Mare, 2000). 동일 부류화의 여파는 소득분배에만 국한되는 것이 아니며 이 현상이 미국만의 현상도 아니다. 아래 그림의 왼쪽 패널에서는 부 부(가구주의 연령이 18세에서 65세 사이)의 교육 수준간에 양의 상관관계(평균 50%)가 나타남을 보여주 는데 미국과 멕시코, 남부 유럽 국가(소득 불균형이 평균이상인 지역)에서는 그 수치가 높았고 북구 유럽 과 유럽대륙(소득 불균형이 평균이하인 지역)에서는 낮았다. 두번째 요소는 자신보다 고소득인 가구주(주어진 교육 수준에 대해)과 결혼한 배우자들이 노동시장에 진 입할 가능성이다. 가장이 직장에 다니는 커플의 경우 아래 그림의 오른쪽 패널에 다르면 덴마크를 제외한 모든 국가에서 배우자들은 가장의 근로소득이 높을 때보다는 낮을 때 노동시장에 진입하는 경향이 크다. 이러한 현상은 배우자의 교육 수준을 통제한 후에도 동일하게 나타났는데, 다른 조건이 모두 동일하다면 노동시장에의 참여는 교육 수준이 높을수록 증가했다. 이는 근로소득 잠재력 이 낮은 많은 가구에서 맞벌이를 함으로써 이러한 현상을 상쇄하고 있음을 암시한다. 이들 요소가 서로 반대 방향으로 작용하긴 하지만 상기 제시된 증거를 통해 알 수 있는 것은 동일 부류간 결 혼과 배우자의 높은 학력 수준은 가구 소득분포의 격차 증가에 기여한다는 것이다. 부부가구의 배우자간 교육 수준의 상관관계, 2000년 경 배우자의 노동력 참여와 가구주의 근로소득간의 상관관계 독 스 핀 덴 오 네 아 일 웨 란 마 스 덜 일 덴 드 크 트 란 랜 리 드 드 아 OECD-15 벨 프 미 룩 스 멕 이 그 기 랑 국 셈 페 시 탈 리 에 스 부 인 코 리 스 르 아 크 덴 스 핀 이 미 독 마 웨 란 탈 국 일 크 덴 드 리 프 멕 벨 아 그 스 오 네 룩 랑 시 기 일 리 페 스 덜 셈 스 코 에 랜 스 인 트 란 부 아 드 리 드 르 아 크 StatLink 주: 가장의 연령이 18세에서 65세 사이인 가구에 속하는 개인들을 기준으로 계산. 헝가리와 네덜란드(1999)만 제외하고 모 든 데이터는 2000년 기준. 오른쪽 패널의 값은 부분 상관 계수, 즉, 양쪽 배우자의 교육수준을 통제한 후 계산한 값. 출처: 룩셈부르크 소득 연구. OECD-15 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 87

90 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 2005 수준 표 3.1. 비고용률과 실업가구 거주인구 비율 비고용률 합계 교육수준 하 교육수준 중 교육수준 상 1995년 이후 포인트 변화 2005 수준 1997년 이후 포인트 변화 2005 수준 1997년 이후 포인트 변화 2005 수준 1997년 이후 포인트 변화 실업가구 거주인구 비율 2005년 경 수준 1995년 이후 포인트 변화 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 터키 영국 미국 OECD 주: 생산연령 인구 대비 비고용률; 생산연령의 가구주가 있는 실업 가구에 거주하는 총 인구의 비율. StatLink 1. 실업가구 거주 인구비율의 변화는 오스트리아, 벨기에, 체코, 포르투갈, 스페인의 경우는 1995년부터 2000년까지의 데이터임. 프랑스의 경우 가구 실업의 변화 데이터는 동일 변수의 수준을 보여주기 위해 사용된 것(EU-SILC)과 다른 출처(the Enquête Revenues Fiscaux)를 기반으로 하고 있음. 출처: OECD 교육 데이터베이스 및 소득분배 설문자료. 둘째, 근로자 가구에 피부양자(아동, 노인, 근로자가 아닌 배우자)를 포함시키면 가구 근로 소득분포 격차가 커진다. 이러한 가구에 속하는 각 구성원들은 가구 근로소득으로부터 혜택 을 입는 것으로 간주되기 때문에 일하는 가구에 속하는 모든 이들의 가구 근로소득 분포는 근로자들만 감안했을 때에 비해 평균적으로 0.05 포인트 정도 벌어진다(즉, 15% 증가). 이 러한 추세의 국가별 차이는 크지 않다. 88 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

91 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 그림 3.6. 근로자 수별 거주 인구 비율의 변화 및 근로소득 불균형의 변화 1990년대 중반부터 2000년대 중반 근로소득자가 없는 가구에 거주하는 인구 비율 2인 근로소득자 가구에 거주하는 인구 비율 가구 근로소득 집중도 변화 가구 근로소득 집중도 변화 실업 가구 거주 인구 비율 변화 2인 근로소득자 가구 거주 인구비율 변화 StatLink 주: 첫번째 도표는 가구 근로소득의 지니계수 변화 대비 실업가구 거주 인구 비율 변화를 나타내고 있다. 두번째 도표는 배우자 근 로소득의 지니계수 대비 2인 근로소득자 가구에 거주하는 인구비율 변화이다. 출처: OECD 소득분배 설문. 그림 3.7. 근로소득이 있는 가구에서 전체 가구로 이동할 때 가구 근로소득의 분배 불균형 2000년경 전체근로자 근로소득이 있는 가구 전체 가구 전체 근로자의 가구 근로소득 가구 근로소득, 근로자 및 피부양자 가구 소득. 근로소득없는 가구 포함. 전체 근로자의 가구 근로소득 가구 근로소득, 근로자 및 피부양자 StatLink 주: 지니계수는 18세에서 65세 사이의 가장을 둔 가구에 속하는 개인들을 기준으로 계산. 호주(2001), 헝가리와 네덜란드, 영국 (1999)을 제외하고는 2000년 데이터 기준. 출처: 룩셈부르크 소득 연구(LIS). 셋째, 급여소득이 없는 가구를 포함시키면 가구 근로소득 분포는 크게 벌어진다. 19 사람들 간의 가구 근로소득 불균형은 평균 0.10 포인트 증가(즉, 30% 상승)하는데 국가별로 차이 가 크다. 오스트리아와 그리스, 이탈리아는 약 0.2포인트, 근로소득자가 없는 가구에 사는 이들의 비율이 낮은 미국의 경우 0.05 포인트에도 미치지 않는다. 가구 근로소득 분포에 관련된 각 요소의 중요성이 시간이 흐름에 따라 바뀔 수 있기 때문 에 전체적으로 어떻게 작용할 것인지 실증적으로 예측하기는 어렵다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 89

92 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 가구근로소득에서 시장소득으로 가구근로소득에서 시장소득으로 전환시키려면 자기사업 소득과 자본소득을 분석에 포함시 켜야 한다. 이 두 가지 소득 출처를 측정하는 문제는 근로소득 측정보다 훨씬 크지만 둘 다 시 장소득분포의 최근 트렌드를 결정하는데 큰 역할을 하고 있다. 가처분소득별로 순위를 매겼을 때 생산연령의 개인들 사이에서 자본소득과 자기사업소득의 집중은 일반적으로 가구 근로소득보다 훨씬 높다. 이것은 신고가구의 자본 및 자기사업 소득의 불균형이 더 크다는 사실과 소득분배의 십분위 집단별로 이러한 소득을 올리는 이들의 비율차 이가 있음을 반영한다. 평균적으로 자본소득에 대한 지니계수는 가구 근로소득의 지니계수를 약 4분의 1만큼 초과하며 개인사업소득의 경우도 비슷하다. 20 이렇게 집중도가 높은 양상은 대 부분의 국가에서 나타나는데 호주와 한국, 폴란드, 스위스(자기사업소득과 자본소득이 근로소 득보다 좀 더 평등하게 분배되는 국가들) 및 몇몇 다른 국가들(두 종류의 소득 중 하나만 해 당)은 예외이다. 1995년 이래 10년간 몇몇 OECD 국가에서는 자본 및 자기사업소득의 집중화에 상당한 변 화가 있었는데 이는 시장소득분배의 불균형이 커지는데 한 몫 했다. 평균적으로 그림 3.8에 포 함된 국가들은 자본소득의 집중이 0.04포인트, 다시 말해 9% 가량 증가한 반면 자기사업소득 은 4% 가량 증가했다. 자본소득의 불균형은 이탈리아와 헝가리 뿐 아니라 북유럽 국가에서 크 게 증가한 반면 터키와 체코의 경우 감소했고 (정도는 약하지만) 몇몇 다른 국가에서도 감소 했다. 자기사업소득의 집중은 이탈리아와 멕시코 뿐 아니라 스웨덴(하위 층)에서 급격히 증가 했다. 헝가리와 노르웨이에서는 시장소득불균형이 더욱 강화되었는데 이는 가구 가처분 소득 내에서 자본소득이 차지하는 비중이 크게 증가했기 때문이었다. 자본소득의 여러 요소간 집중도에도 차이가 크다. 개별 카테고리에 대한 표본수가 적으면 불가피하게 결과에 영향을 받긴 하지만 표 3.2를 보면 집중은 다른 자본소득(주로 금융자산에 대한 이자와 수익)과 개인연금의 경우 가장 높고 기업 연금과 민간이전의 경우 크게 낮다. 1990년대 중반 그림 3.8. 자본 및 자기사업소득의 집중, 2000년대 중반 생산연령의 사람들 자본소득 자기사업소득 1990년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 StatLink 주: 집중 계수는 지니계수와 동일한 방식으로 계산하며 유일한 차이는 개인이 버는 근로소득값이 아니라 가처분소득을 기준으로 개인의 순위를 매긴다는 점이다. 집중계수는 각 십분위 집단별 평균 소득의 그룹화된 데이터를 기준으로 계산한다. 데이터는 그리스, 헝가리, 멕시코, 폴란드, 터키 등 세후로 측정하는 국가를 제외하고는 모든 국가에서 총(세전)소득을 의미한다. 출처: OECD 소득분배 설문. 90 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

93 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 표 3.2. 자본소득의 요소별 규모 및 집중화 정도, 2000년대 중반 집중계 수 생산연령의 사람들 개인연금 기업연금 민간이전 기타 자본소득 총 자본소득 가구 가처분소 득대비 비중(%) 집중계 수 가구 가처분소 득대비 비중(%) 집중계 수 가구 가처분소 득대비 비중(%) 집중계 수 가구 가처분소 득대비 비중(%) 집중계 수 가구 가처분소 득대비 비중(%) 호주 벨기에 캐나다 핀란드 독일 그리스 헝가리 이탈리아 뉴질랜드 노르웨이 슬로바키아 스웨덴 터키 영국 미국 OECD StatLink 주: 집중 계수는 지니계수와 동일한 방식으로 계산하며 유일한 차이는 개인이 버는 근로소득값이 아니라 가처분소득을 기준으로 개인의 순위를 매긴다는 점이다. 집중계수는 각 십분위 집단별 평균 소득의 그룹화된 데이터를 기준으로 계산한다. 출처: OECD 소득분배 설문. 결론 근로소득과 소득분포 분석은 전형적으로 같이 발전하는데, 여러 가지 분석을 위해 다양한 방법론이 사용된다. 근로소득 불균형에 관한 연구는 대부분 개별 근로자들을 다루며 가구의 동 태적인 요인과 비급여 소득 출처에는 관심을 기울이지 않는 반면, 소득분포에 관한 연구는 가 구에 초점을 맞추지만 노동시장발전의 중요성은 간과할 수 있다. 이러한 두 가지 관점을 제대 로 통합하는 것은 노동시장이 가구 소득분배에 어떻게 영향을 미치는가를 이해하는데 중요하 다. 이 두 관점을 함께 고려해보면 다음과 같은 패턴이 나타난다. 전일제 남성근로자의 근로소득분포는 1990년 이래 대부분의 OECD 국가에서 크게 벌어졌 는데 이는 분배의 상위층의 변화를 주로 반영한 것이다. 전일제 근로자 전체를 보면 그 격차 가 덜한데 이는 전일제로 일하는 남성과 여성간 급여차이가 동시에 좁아졌기 때문이다. 일부 OECD 국가에서 비정규 고용이 늘어난 것도 전체 근로자들의 개인 근로소득분포의 격차 증 가에 일조했다. 근로를 하건 안하건 모든 사람들의 가구 소득분포는 1990년대 중반 이후 평균으로나 대부 분의 국가별 자료에서나 모두 안정적인 패턴을 보였는데 근로소득분포격차 증가가 고용율증 가로 상쇄되었기 때문이다. 가장, 배우자, 가구 내 다른 구성원들의 근로소득분포의 변화는 여러 요인들 때문에 여러 국가에서 서로 다른 방향으로 변화해왔다. 자본소득과 자기사업소득 모두 가구근로소득보다 좀 더 집중되어 있으며 이러한 현상은 지 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 91

94 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 난 10년간 심화되어 몇몇 OECD 국가에서는 시장소득분포 격차를 벌리고 있다. 전반적으로 위의 패턴을 통해 알 수 있는 것은 근로자들간의 근로소득불균형과 사람들간의 시장소득불균형이 시간이 흐르면서 변화해나가는 모습에는 일관성과 차이점이 모두 존재한다 는 것이다. 대부분의 OECD 국가에서는 두 가지 모두 격차가 커졌지만 이 둘 간의 연관관계의 방향 및 정도에는 예외와 차이가 있다. 21 이러한 차이는 실업가구 및 맞벌이가구의 등장과 배 우자의 노동력 공급결정, 그리고 가구 내 소득공유의 중요성을 반영한다. 이러한 요소들을 보 면 시장소득분포의 격차를 해소하는 방법은 단 한 가지가 아님을 알 수 있다. 정부는 가구구성 및 생활방식에 관한 개인의 결정에 약간의 영향만을 미칠 수 있고 재분배의 규모는 세수에 의 해 제한되기 때문에 소득 불균형을 완화하기 위한 정책을 세울 때에는 노동시장의 조건을 개 선하고 실업률을 낮추고 근로소득 불균형이 너무 커지지 않도록 하는 정책이 고려되야 한다 (Kenworthy, 2007). 주 1. Gottschalk and Smeeding(1997)과 Katz and Autor(1999)에서는 OECD 국가에서의 근로소득 격 차의 양상이 기술 변화와 해외 무역, 노동시장 제도와 어떻게 연관되어 있는지 논하고 있다. Lemieux, MacLeod and Parent(2007)에서는 성과급 시스템의 영향 등 추가적인 요소들의 중요성 을 다룬다. Black and Spitz-Oener(2007)은 남성과 여성 근로자의 기술 내용상 변화의 영향과 남 녀 급여차이의 변화를 비교하고 있다. 2. Atkinson and Brandolini(2005)는 노동시장의 여러 조건, 개인 근로소득과 소득 불균형간의 관계를 조명하는 간단한 모형을 개발했다. Checchi and García Peñalosa(2005)는 노동시장제도가 가구소 득분배에 어떻게 영향을 미치는지 설명하기 위해 좀 더 복잡한 모형을 만들었다. 3. 예를 들어 일본과 핀란드에서는 시장소득분포의 격차증가가 안정적인 또는 감소하는 전일제근로자들 의 근로소득 격차와 함께 발생한 반면 네덜란드의 경우 개인 근로소득분포 격차는 더 컸음에도 불 구하고 시장소득분포는 좁았다 년 이후 OECD 근로소득 데이터가 나와 있는 호주와 한국의 경우에도 증가세가 컸다. 5. 예를 들어 프랑스의 경우 근로소득의 비급여 요소(intéressement, participation, abandements par les entreprises aux versements des salaries aux plan d épargne entreprise를 포함한 다양한 인센티브 플랜 등)가 급여의 3%정도를 차지하는데 이중 60%는 최고소득자 10%가 버는 것이다 (CERC, 2006). 수익의 비급여 요소는 관리직 종사자에게 특히 중요하며 이들의 급격한 급여 증가 분 중 상당부분이 비급여 요소가 차지하고 있다. 미국에서는 CEO의 평균 급여(스톡옵션을 제외하 고)가 1990년 평균 근로소득의 85배에서 2000년 525배로 증가했다가 2005년 410배로 다소 하락 했다( 6. 전일제 근로자들의 P90/P10 비율은 대부분의 OECD 국가에서 남성보다 여성의 경우 더 작은데 캐 나다와 독일만 예외이다 년부터 19개 OECD 국가의 대규모 표본에 대해 근로소득 불균형에 관한 일관성 있는 데이터가 나오게 되었다(그림 3.1에 포함된 국가에 호주, 체코, 덴마크, 헝가리, 아일랜드, 폴란드 추가). 이 들 국가에서 기록된 1990년 이후 십분위율 누적 증가는 같은 기간 OECD 11개 국가에서 기록된 것보다 훨씬 높다(P90/P10 율의 증가는 18%, 비교대상은 10%). 이는 분배의 하위권(4% 대비 6%)보다는 상위권에서 근로소득 불균형이 훨씬 급격히 증가(7% 대비 11%)했음을 반영한다. 92 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

95 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 년 남녀 급여 차는 일본(32%), 한국(40%)에서 가장 높았으며 뉴질랜드(9%), 폴란드(11%)에서 가장 낮았다. 지난 20년간 남녀 전일제 근로자 간의 중위소득 차이는 대부분의 OECD 국가에서 7 에서 17포인트만큼 감소했으나 호주, 독일, 스웨덴에서는 감소폭이 미미했다. 9. 두 집단의 근로자들이 부분적으로 겹치는데 임시직 근로자들 중 상당비율이 파트타임 일을 갖고 있 기 때문이다(OECD, 2002). 10. 연간 근로시간의 차이가 가져다주는 불균형은 급여보다는 연간 근로소득의 경우 훨씬 더 크다. 예 를 들어 프랑스의 경우 P90/P10 십분위율은 전일제 근로소득의 경우 2004년 3이었으나 연간 근로 소득을 고려하면 13이었다. 첫번째 십분위에 속하는 근로자들은 연간 고작 13주간 일했으며 이는 최상위 십분위 집단의 51주와 대조된다. 마찬가지로 첫 십분위 근로자들의 주당 근로시수는 22시간 가량 이었으나 최상위 십분위 근로자들은 38시간이었다(CERC, 2006). 11. 비자발적 파트타임 고용은 일부 국가에서 전일제 일자리의 국가적(OECD가 아닌) 정의를 사용하면 그 비율이 훨씬 높아진다. 12. 이러한 여러 특성을 통제한 후에도 파트타임 여성근로자들에게는 마이너스 급여 격차가 체계적으로 관찰되고 있다. 그러나 그 규모는 국가별, 연구별로 다르다. 남성의 경우 O Dorchai et al. (2007)에 따르면 유럽 국가에서 1990년대 중반에 관찰된 전일제 남성근로자와 시간제 남성 근로자 사이의 급여차이 중 50%에서 100%는 서로 다른 통제요인들이 설명해주고 있다. 13. 이러한 근로소득 자료는 전체 인구를 대표하는 가구별 설문조사에 근거한 것인데 OECD 근로소득 데이터베이스의 자료와 매우 유사하며 열 개 국가에서 이 두 개 출처의 P90/P10에 대한 상관계수 는 0.9를 초과한다. 주요한 예외는 덴마크와 미국인데 LIS에 근거한 십분위율이 OECD 근로소득 데이터베이스 자료보다 훨씬 높았다. 14. 집중화계수는 가구 소득의 지니계수와 동일한 방식으로 계산되기 때문에 0이라는 값은 모든 소득 집단이 동일한 비율의 가구 근로소득을 받는다는 의미이다. 지니계수와 비교해 유일한 차이는 개인 이 받는 근로소득이 아니라 이들의 가구 가처분 소득으로 순위를 매겼다는 것뿐이다. 15. 이 기간 중 고용율의 차이는 일반적으로 남성들보다는 여성들에게 좀 더 우호적이었다. 전체 고용 율이 하락한 국가에서조차 여성들의 고용율은 증가했거나 감소했다 해도 남성들보다는 정도가 덜했 다. 16. 예를 들어 독일의 경우 높은 고용율이 높은 가구 실업률과 함께 나타났다. 뉴질랜드와 영국에서 모 두 고용율이 크게 증가했지만 가구 실업률의 감소는 미국보다는 뉴질랜드에서 훨씬 더 크게 나타났 다. 고용률 변화와 실업가구에 속한 인구 비율 변화간의 상관관계는 표 3.1에 나타나듯이 미 만이다. 17. 앞서의 사례에서처럼 이들 측정치 역시 균등화 가구 가처분소득에 따라 순위 매겨진 개인 간 각 근 로소득 구성요소의 분배 데이터를 기준으로 하고 있다. 그러므로 모든 십분위에 걸쳐 근로자들이 수 령하는 급여와 고용된 숫자 양쪽의 차이를 반영하고 있다. 18. Saunders(2005)는 호주에서 유사한 분석을 실시했는데 분배의 순서만 약간 달랐다. 이 장의 다른 부분에서와 마찬가지로 그림 3.7에 사용된 분석의 단위는 개인이며 소비에 있어서 규모의 경제를 설명하기 위해 제곱근 탄력성으로 균등화한 가구 소득을 사용하고 있다. 19. 근로자가 한 명도 없는 가구는 근로소득이 전무한 가구로 정의된다. 즉, 자영업 소득이 발생하는 가구일 수도 있다는 것이다. 가구 근로소득 불균형을 측정할 때 근로소득이 전무한 가구를 포함시키 는 것은 소득 불균형의 국가별 차이에 있어서 고용이 미치는 영향(과 그것이 분배되는 방식)을 강조 하고 있다. 그러나 이러한 절차는 실질적으로 근로소득이 없는 가구까지 분석을 확대하면서도 이들 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 93

96 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 가구의 근로소득을 제외한 다른 소득 출처는 배제하고 있다. 20. 이러한 비교는 생산가능연령 인구를 가리킨다. 전체 인구를 봤을 때 자영업과 자본소득의 지니계수 차이는 약간 덜하다. 21. Daly and Valletta(2006)와 Gottschalk and Danziger(2005)에 따르면 미국에서 지난 30년간 가 족 소득과 남성의 급여 분산은 비슷하게 진화했지만 남성의 근로소득이 가족 소득 불균형의 유일한 동인은 아니었다. 참고문헌 Atkinson, A.B. (2007), The Long Run Earnings Distribution in Five Countries: Remarkable Stability, U, V or W?, Second Ruggles Lecture for the International Association for Research in Income and Wealth, Review of Income and Wealth, Vol. 53, No. 1, March. Atkinson, A.B. and A. Brandolini (2005), From Earnings Dispersion to Income Inequality, in F. Farina and E. Savaglio (eds.), Inequality and Economic Integration, Routledge, London. Black, S. and A. Spitz-Oener (2007), Explaining Women s Success: Technological Change and the Skill Content of Women s Work, NBER Working Paper, No , Cambridge, Massachusetts. Burniaux, J.-M. (1997), Inégalités et emplois : effet de redistribution lié à la structure familiale, Économie Internationale, Vol. 71, No. 3. Checchi, D. and C. García Peñalosa (2005), Labour Market Institutions and the Personal Distribution of Income in the OECD, IZA Discussion Paper, No. 1681, Bonn. CERC (2006), La France en transition, , Conseil de l emploi, des revenus et de la cohésion sociale, Rapport No. 7, La Documentation Française, Paris. Daly, M.C. and R.G. Valletta (2006), Inequality and Poverty in the United States: The Effects of Rising Dispersion of Men s Earnings and Changing Family Behaviour, Economica, Vol. 73, No Gottschalk, P. and S. Danziger (2005), Inequality of Wage Rates and Family Income in the United States, , Review of Income and Wealth, Vol. 51, No. 2. Gottschalk, P. and T.M. Smeeding (1997), Cross National Comparisons of Earnings and Income Inequality, Journal of Economic Literature, Vol. 35, No. 2. Juhn, C. and K.M. Murphy (1997), Wage Inequality and Family Labor Supply, Journal of Labor Economics, Vol. 15, No. 1. Katz, L. and D. Autor (1999), Changes in the Wage Structure and Earnings Inequality, in O. Ashenfelter and D. Card (eds.), Handbook of Labor Economics, Vol. 3A, Amsterdam: North Holland. Kenworthy, L. (2007), Jobs with Equality, unpublished manuscript, University of Arizona. Lemieux, T., W.B. Macleod and D. Parent (2007), Performance Pay and Wage Inequality, IZA Discussion Paper, No. 2850, Bonn. Mare, R.D. (2000), Assortative Mating, Intergenerational Mobility and Educational Inequality, California Center for Population Research, CCPR , University of California. O Dorchai, S., R. Plasman and F. Rycx (2007), The Part-time Wage Penalty in European Countries: How Large Is It for Men?, IZA Discussion Paper, No. 2591, Bonn. OECD (1999), Recent Labour Market Developments and Prospects Special Focus on the Quality of Part-time Jobs, OECD Employment Outlook, OECD, Paris. OECD (2002), Taking the Measure of Temporary Employment, OECD Employment Outlook, OECD, Paris. OECD (2006), OECD Economic Survey: Japan, OECD, Paris. OECD (2007a), OECD Employment Outlook, OECD, Paris. 94 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

97 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 3. 근로소득과 소득불균형: 상호관계의 이해 OECD (2007b), OECD Economic Survey: Korea, OECD, Paris. Saunders, P. (2005), Reviewing Recent Trends in Wage Income Inequality in Australia, Discussion Paper, University of New South Wales, Australia. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 95

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99 제2부 제4장 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가? 현금 이전과 가구단위 세금의 역할 * 정부의 현금 이전과 가구단위 세금을 통해 얼마나 많은 소득이 재분배되는지는 OECD 국가별로 차이가 크다. 그리고 더 많은 재분배를 수행하는 국가들은 최종 소득 분배 폭이 더 좁은 경향을 보인다. 일반적으로 공적 현금이전에 의한 재분배는 가구 단위 세금에 의한 것보다 규모가 훨씬 크며 대상을 구체화한 프로그램을 운영하는 국 가는 정부지출이 낮은 경향이 있다. * 이 장은 작성 당시 OECD 사회정책과의 수석 이코노미스트였고 현재 호주 뉴사우스웨일스 대학 사회정책연구소에 교수로 재직 중인 피터 와잇포드가 작성했다. 이 장은 Whiteford(2008)에서 발췌했다

100 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 서론 모든 OECD 회원국에서 정부 정책은 가구 소득분배에 영향을 미친다. 다양한 프로그램을 통해서 영향을 미치기도 하지만 각 가구에 직접 지급되는 현금이전과 가구로부터 직접 거둬들 이는 사회보장세 및 직접세를 통해 가장 직접적인 영향을 미친다. 복지국가별로 추구하는 사회 적 목표는 다양한데 국가별, 프로그램 별로 우선순위와 추구하는 균형이 다르다. 모든 OECD 국가의 정부에서 직면하고 있는 중요한 문제, 특히 정책 개혁을 고려할 때 중요한 문제 중 하 나는 분배와 사회의 다른 정책 목표가 서로 다른 정책의 조합 또는 정책의 설계를 통해 좀 더 효과적으로 또는 효율적으로 달성될 수 있는가이다. 이 장에서는 서로 다른 복지국가에서 달성한 다양한 분배 수준에 대해 논하도록 한다. 우 선 복지국가의 정책과 조치들이 가구 소득에 미치는 영향을 평가하는데 공통적으로 사용되는 프레임워크를 살펴보고 정부 프로그램의 대상설정과 누진성의 정의를 간략하게 논한다. 그리고 여러 사회적 프로그램과 조세 제도의 분배적 개요를 비교한 후 정부의 현금이전과 가구 세금 을 어떻게 조합하면 소득불균형을 좁힐 수 있는지, 이러한 효과가 시간이 흐르면서 어떻게 변 화해왔는지, 그리고 이러한 결과에 세금과 공적이전이 각각 어떤 기여를 하고 있는지 설명한 다. 그리고 나서 세금과 현금이전의 수준 간 상호작용과 그 목표가 소득 하위층의 경제적 안녕 에 어떻게 기여하는지 논하도록 한다. 결론적으로는 가구소득분배에 대한 복지국가의 성과를 개선하기 위한 방법을 논한다. 가구소득의 계산방식 모든 복지국가의 성과간 비교의 저변에는 소득분배와 재분배과정을 분석하기 위한 프레임 워크가 존재한다(Palme, 1990; Esping-Andersen, 1990). 링겐의 논문(Ringen, 1987)에서 설명한대로 이를 표준 접근방식 이라 칭하도록 하겠다. 국가간 소득분배와 재분배를 분석하 기 위한 공통의 프레임워크를 사용한다는 것은 그 프레임워크가 모든 국가에 똑같이 적용가능 하고 일관성 있는 결과를 제시함을 의미한다. 표 4.1은 이러한 표준 접근방식을 보여주고 있다. 이 프레임워크에서는 급여와 자영업, 재 산으로부터의 소득을 합쳐서 요소소득 으로 보는데 이 요소소득에 기업연금과 개인연금을 합치면 시장소득 이 되고 시장소득에 공공, 민간이전과 여타 형태의 현금 소득을 합치면 총소득 gross income 이 된다. 마지막으로 총소득에서 개인별 소득세와 근로자들의 사회보장 기 여분을 빼면 현금 가처분 소득 이 된다. 이 마지막 개념을 균등화 스케일을 통해 가구의 욕 구 차이를 반영할 수 있도록 조정하면 균등화 가처분소득 이 되는데 이것은 이 보고서에서 사용된 가구행복의 주된 척도가 된다. 표 4.1에 나타난 접근방식은 소득의 여러 요소들이 서로 98 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

101 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 연관되고 적절한 총계가 도출되도록 하는 계산방식이지만 아래 논의된 바와 같이 이 방식은 선형이며 정적이다. 이 계산방식은 사회보장 및 조세 정책의 재분배효과의 많은 측정방법을 활용할 수 있는 구 조를 갖고 있다. 미시 데이터를 사용하면 이 계산방식을 각 가구소득에 적용하여 표 4.1에 나 타난 네가지 소득 측정치를 계산할 수 있다. 그리고 각각의 단위 데이터를 합하여 분석하면 인 구 전체의 분배 및 재분배 측정치를 계산할 수 있다. 특히 세금이나 사회보장이전에 의한 재분 배의 정도는 표 4.1에 표시된 여러 단계의 지니계수 등 소득비율이나 기타 측정치를 비교함으 로써 계산할 수 있다. 예를 들어 현금이전의 효과는 시장소득(2단계)를 토대로 한 불균형이나 빈곤의 측정치와 총소득(3단계)을 토대로 한 값을 비교함으로써 평가할 수 있고 세금의 효과 는 총소득과 가처분소득(4단계)을 비교함으로써 계산할 수 있다. 링겐이 Ringen(1987, p. 172)에서 언급했듯이 이 표준 접근방식은 간단하지만 독창적이며 유연한 모형을 제시하고 있 다. 하지만 널리 사용되고 있음에도 불구하고 이 방법은 아래와 같이 중요한 여러 한계를 보이 고 있다. 표 4.1. 소득의 계산방식 소득 요소 조정 균등화 소득 구성요소 급여 + 개인사업 소득 + 재산 소득 = 1. 요소 소득 + 직장 및 개인 연금 = 2. 시장 소득 + 사회보장성 현금 지원 (보편적, 소득관련, 수혜자 분담) + 민간이전 + 기타 현금 소득 = 3. 총소득 - 소득세(및 피용자 사회보장 납입금) = 균등화 스케일 균등화 스케일 균등화 스케일 = 균등화 요소 소득 = 균등화 시장 소득 = 균등화 총소득 4. 현금가처분소득 균등화 스케일 = 균등화 현금가처분소득 출처: O Higgins et al. (1990), pp 를 응용. 대상설정과 누진성: 사회적 프로그램과 세금은 소득분배에 어떻게 영향을 미칠까? 사회보장적 성격의 개별제도의 재분배효과를 고려할 때는 각 제도가 갖는 설계상 특징이 주요 측면에서 다르다는 점을 인식하는 것이 중요하다. 가장 중요한 특징 중 두 가지는 재원조 달 방식 즉, 프로그램에 필요한 자금이 충당되고 구조화되는 서로 다른 방식- 다시 말해 수 혜자가 받은 혜택과 수혜자의 과거 또는 기존 소득간 관계와 연관되어 있다. 이러한 기준을 사 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 99

102 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 용하여 OECD 국가의 사회복지시스템들은 비스마르키안 이나 베버리지안 중 하나로 특 징지어지는 경우가 많다(Werding, 2003). 첫번째 것은, 사회보장 제도가 사회보험원칙에 기 반을 두고 있으며 근로소득과 연관되어 있고 직장 및 피용자 사회보장 기여분을 통해 재원이 확보되고 기여 기록을 기준으로 권리를 갖게 된다. 베버리지안 시스템의 경우는, 정책들은 일 반적으로 보편적 공급이라는 특징을 갖고 있어서 주민이고 어떤 경우에는 필요하면 받을 수 있으며 정액으로 공급되며 일반 세금을 통해 재원이 충당된다. 사회보장 제도의 각기 다른 설계 내용은 여러 방식으로 가구 소득분배에 영향을 미친다. 이러한 영향을 평가하려면 대상설정, 누진성, 재분배를 구분하는 것이 중요하다. 대상설정은 지원을 받을 수 있는 자격 여부나 규모를 결정하는 수단이다. 어떤 점에서는 모 든 지원 시원시스템이 보편적인 기본소득 또는 최저소득보장 정책은 제외하고- 실 업자나 장애인 또는 은퇴노인 등 구체적인 범주의 사람들을 대상으로 하고 있다. 자산조사는 일단 사람들이 범주 별 자격기준을 만족시키고 난 후, 추가적으로 적용할 수 있는 대상 설정 의 방식이다. 1 누진성이란 시장소득 또는 가처분소득과 비교해 지원금의 개요를 의미한다. 즉, 서로 다른 소득 집단이 받는 지원금의 비율은 어느 정도인가를 말하는데 빈곤층이 이전 시스템을 통 해 부유층보다 더 많은 혜택을 받는가 라는 질문이 그 예가 될 수 있다. 마지막으로 재분배는 서로 다른 세금 및 지원 시스템의 결과를 의미한다. 즉, 지원체계가 실제로 가구소득 분배를 얼마나 변화시키고 있는가 이다. 이런 점에서 복지국가들은 서로 다른 목적을 갖고 서로 다른 유형의 재분배를 달성하게 된 다. 대부분의 OECD 회원국에서 사회적 이전 체계의 주된 목표는 위험(실업, 장애, 질병)에 직 면했을 때 소득유지, 보험제공이나 생애주기에 걸쳐 필요가 커지는 기간(예를 들면 자녀를 양 육하는 기간)이나 소득이 낮아지는 기간(은퇴 등)에 재분배를 달성하는 것이다. Barr(2001) 는 이를 저금통 목표 piggy-bank objective 라고 부른다. 2 복지국가의 두번째 목표는 부유층으로부 터 돈을 걷어 빈곤층에 나누어주는 행위로 설명할 수 있다(Barr에 따르면 로빈후드 식 동 기). 정부혜택의 대상 설정은 대개 로빈후드 목표를 달성하는 수단으로서 정당화된다. 비스 마르키안 유형의 복지국가는 로빈후드 식 목표에 우선순위를 둔다. 실제로 모든 OECD 국가의 사회보장시스템은 부유층과 빈곤층 간 재분배와 위험 보장 또 는 생애주기 재분배를 혼합하여 사용하고 있으며 각 요소를 어떻게 혼합하는가는 국가마다 다 르다. 그러나 이러한 혼합의 정확한 성격을 소득이나 사회비용 지출 연례 데이터를 통해 직접 적으로 알 수는 없는데 연간 데이터에서는 각 가구가 정부혜택에 대해 이미 지불한 비용이 얼 마인지 또는 앞으로 얼마나 지불할 것인지가 나타나있지 않기 때문이다. 그래서 생애주기에 걸친 각종 혜택과 세금의 분배를 모형화하는 다양한 방법이 요구된다. 예를 들어 미국의 경우 사회보장에 관한 많은 연구에서 시스템의 비용 대비 효과 즉, 다른 특성을 가진 개인들이 생산연령 때 기여했던 것보다 은퇴 후 어느 정도나 더 또는 덜 받는지 를 평가하고 있다(Leimer, 1995; Geanakoplos et al., 2000). Falkingham and Harding (1996)의 비교연구에 따르면 호주의 경우 각 개인이 평생 받는 혜택의 평균 38%는 그들이 생애 중 다른 단계에 납부한 세금을 통해 충당되었으며 나머지 62%는 부유층과 빈곤층간 재 분배를 통한 것이었고 영국의 경우는 이 비율이 반대로 나타나 재분배 관련비율이 38%, 본인 이 이미 납부한 세금을 통한 것이 62%였다. Ståhlberg(2007)의 최근 연구에서는 좀 더 광범 100 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

103 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 위하게 여러 국가를 비교하여 전 생애에 걸친 재분배 정도가 대상설정 정도와 반비례 관계가 있음을 보여주고 있다. 즉, 한 시점에서 저소득인 가구를 타깃으로 한 시스템은 빈곤층과 부유 층간 재분배를 더 많이 달성하고 생애주기 재분배를 덜 달성한다는 것이다. 3 이러한 두 유형의 재분배간 균형을 측정하는 또 다른 방법은 Disney(2004)에서 발췌한 그림 4.1에 나타나 있다. 여기에서는, 한 편으로는 개인간, 다른 한편으로는 한 개인의 생애주 기에 걸쳐 재분배를 달성하는 부분과 함께 공적 연금에 대한 효과적인 기여율을 근로소득 퍼 센트(국가는 필수 기여수준을 기준으로 순위 매김)로 보여주고 있다. 4 계리상 공정한 시스템에 서 개인의 연금 수급은 개인의 근로소득과 정확히 비례할 것이다. 반대로 재분배 시스템에서는 생애 근로소득과 자격 사이에 상관관계가 없고 기여수익률도 세대별로 크게 다르다. 그림 4.1. 공적 연금, 재분배 및 계리적 요소의 기여도, 1995년 재분배율 계리적 비율 총 유효 기여율 호 주 아 일 랜 드 캐 나 다 네 덜 란 드 덴 마 크 스 위 스 미 국 뉴 질 랜 드 독 일 핀 란 드 1 일 본 영 국 프 랑 스 1 노 르 웨 이 스 웨 덴 벨 기 에 포 르 투 갈 이 탈 리 아 룩 셈 부 르 크 스 페 인 그 리 스 StatLink 출처: Disney (2004). 여기에는 몇 가지 강조해야 할 사항이 있다. 첫째, 이 측정법에서 부유층과 빈곤층 간 재분 배율은 국가별로 크게 다르다. 둘째 모든 국가에서 연금 기여분 중 많은 부분이 생애주기에 걸 쳐 재분배 쪽으로 흘러간다. 그러나 부유층과 빈곤층 간 재분배로 가는 것보다 생애주기 재분 배 쪽으로 가는 기여의 수준은 국가별 차이가 더 크다. 마지막으로 부유층과 빈곤층간 재분배 정도와 기여 수준간에는 역의 관계가 성립하는 경향이 있다. 즉, 가장 많이 지출하는 국가가 생애주기에 걸쳐 재분배에 좀 더 집중하는 경향이 있는 반면 부유층과 빈곤층간 재분배에 좀 더 집중하는 국가는 상대적으로 지출액이 적다. 생애주기에 걸친 재분배는 개인간 생애 불평등을 줄일 수 없는데 그 이유는 이것이 단순히 한 사람의 소비를 선택하게 만드는, 즉 생애 전체의 소득이 변화가 없도록 만드는 방법에 불과 하기 때문이다. 그러나 이것은 한 시점에서의 불균형은 감소시킬 수 있으며 평생 빈곤 (평균적 인 평생 소득이 빈곤선 위에 위치한 이들의 경우)과 한 시점에서의 빈곤을 둘 다 낮출 수 있 다(Åberg, 1989). 5 게다가 생애주기 재분배 역시 복지국가의 전통적인 경계 밖에 있는 수단 을 통해 발생-일부 국가에서는 매우 흔하게 발생- 할 수 있다. 예를 들어 집의 소유는 생애 주기에 걸쳐 강력하게 재분배되는데 생산가능연령대에는 주택구입으로 높은 비용을 지불하고 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 101

104 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 은퇴 후에는 낮은 주거비용으로 혜택을 보게 되기 때문이다. 마찬가지로 민간 건강보험, 개인 저축, 개인 연금플랜, 증여보험은 자가보험이지만 개인 또는 가족의 생애주기에 걸친 재분배와 관련된 것이며 보통 소득 집단간 재분배는 제공하지 않는다. 생애주기에 걸친 개인재분배와 정 부재분배의 중요한 차이는 개인 재분배는 보통 위험의 분산과 관련이 없다(보험증권의 경우 제외). 개개인이 직면한 위험(예: 건강 또는 실업측면의 위험)이 소득과 상호 연관되어 있으면 이러한 위험의 분산은 역시 개인적 소득 재분배 역할을 하는 것으로 간주되어야 한다. (정적)재분배가 발생하도록 하기 위한 주요 전제조건은 현금이전의 분배와 가구세금이 시 장소득의 분배보다 더 진보적이어야 한다는 점이다. 그러므로 전반적으로 세제혜택을 통해 달 성된 재분배의 정도는 6 세금 및 혜택의 누진성과 그 규모를, 즉 지출과 납부된 세수의 수준을 둘 다 반영한다(Barr, 1992). 7 혜택의 누진성은 시스템이 자산조사적 급여인지 여부(및 방 법), 정액인지 근로소득에 비례하는 것인지 여부(비례한다면 그 정도)에 따라 결정된다. 정의 상으로, 자산조사적 시스템에서는 극빈층에 제공된 급여 benefit는 평균 지급액보다 크다. 역으로 보편적인 정액 시스템에서는 급여액이 모든 수혜자에게 동일하게 적용되며 근로소득 비례 시 스템에서는 평균 급여액이 최저 급여액보다 크다. 주어진 지출액에 대해 경제적 자원을 적게 가진 이들에게 지급되는 급여액은 보편적 급여시스템보다는 자산조사적 급여시스템에서 더 커 지며 이에 따라 근로소득 비례 시스템보다 빈곤층에 더 많은 급여액을 제공하게 된다. 다른 한 편으로는 복지시스템들의 이러한 특성은 지출의 전반적인 규모에도 영향을 미칠 수 있는데 급 여액이 동일하게 지급되는 경우 중산층이 복지 프로그램에 좀 더 호의적일 수 있기 때문이다 (Korpi and Palme, 1998). 그러므로 지출과 세금의 수준이 국가별로 다를 때 여러 프로그램 의 설계나 분배상 개요의 효과에 관련하여 중요한 질문이 제기되는 것이다. 공적 현금이전과 가구단위 세금의 수준과 특성 표 4.2는 공적 현금이전과 가구단위 세금의 규모를 가구 가처분소득비율로 나타낸 것인데 OECD 소득분배 설문조사자료를 바탕으로 OECD 국가를 대상으로 했다. 이 표는 또한 이러한 비율이 1990년대 중반 이래 어떻게 변화하고 있는지 보여주고 있다. 현금 급여액은 한국과 멕 시코가 최저수준이었는데 각각 가구 가처분소득의 4%와 6%였으며 미국의 경우는 가구소득의 9%가량을 차지했다. 호주와 캐나다, 핀란드, 아이슬란드, 아일랜드, 일본, 네덜란드, 뉴질랜드, 스위스, 터키, 영국은 13%에서 20%사이였고 체코, 덴마크, 독일, 그리스, 이탈리아, 노르웨이, 포르투갈, 스페인, 슬로바키아는 20%에서 30%, 오스트리아, 벨기에, 프랑스, 헝가리, 룩셈부르 크, 폴란드, 스웨덴은 30%를 초과했다. 1990년대 중반 이래 OECD 회원국 중 과반수 국가에 서 가구소득 중 급여액이 차지하는 비율은 감소했으며 핀란드와 스웨덴에서 1990년대 초반 심한 경기침체로부터 회복된 이후 감소세가 가장 두드러졌다. 아일랜드도 감소세가 상당했는데 이는 경제 성장율이 높았기 때문이다. 현금 급여액은 특히 터키와 일본에서 크게 증가했고 독 일도 마찬가지였다. 예상대로 현금 급여는 은퇴연령인구에게 가장 비중이 컸는데 평균적으로 소득의 3분의2에 달했으며 벨기에, 프랑스, 이탈리아, 룩셈부르크, 스웨덴은 90% 이상, 오스트리아는 100%를 넘었다. 호주와 캐나다, 아일랜드, 일본, 네덜란드, 터키, 영국, 미국의 경우는 노인 인구 소득 의 절반 정도 수준이었고 한국과 멕시코, 그리고 핀란드가 가장 적은 비중을 차지했다. 8 생산 연령의 가장이 있는 가구의 경우 혜택은 훨씬 적어서 평균적으로 가구소득의 15%정도였는데 102 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

105 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 표 4.2. 가구 가처분 소득 중 현금 급여액과 가구 세금이 차지하는 비율 2000년대 중반의 퍼센트 비율과 1990년대 중반 이후 이들 비율의 변화 공적 현금 급여 (Public cash benefits) 가구 세금 생산연령 은퇴연령 합계 생산연령 은퇴연령 합계 2000년대 중반 수준 1990년대 중반 이후 변화 2000년대 중반 수준 1990년대 중반 이후 변화 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 1, 포르투갈 1, 슬로바키아 스페인 1, 스웨덴 스위스 터키 영국 미국 OECD 년대 데이터는 가구 세금을 제외한 자료만 존재 년대 중반부터 2000년경까지의 변화를 의미 3. 수준 및 변화 데이터는 두 개의 출처를 근거로 함 4. 공공 현금 급여액은 세금을 제외한 액수(즉, 가구 세금은 별도 파악 불가) StatLink 5. 총 공적현금급여액과 가구단위 세금 데이터가 둘 다 나와 있는 OECD 24개 회원국 평균(표에 나온 모든 국가 중 그리스, 헝가 리, 멕시코, 포르투갈, 스페인, 터키만 제외) 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 한국과 멕시코, 미국은 3%에서 6% 사이, 폴란드는 30% 가량이었다. 측정된 가구단위 세금 역시 국가별 편차가 컸다. 한국의 경우 낮은 수준이었으나 스웨덴은 가구 가처분 소득의 40%를 넘었고 덴마크와 아이슬란드는 50% 이상이었다. 9 가구 설문조사 에서 측정된 가구단위 세금의 수준은 1990년대 중반 이후 평균 1퍼센트 가량 하락했는데 이 는 이전(transfer)의 감소와 들어맞는다. 네덜란드와 캐나다, 독일, 아일랜드와 핀란드에서 하 락폭이 컸다. 그러나 측정된 세금과 이전 transfer간 관계는 국가마다 다르다는 것은 분명하다. 예 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 103

106 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 를 들면 미국의 가구 설문조사 자료에 따르면 가구단위 세금(가구소득의 26% 수준)은 공적 현금이전의 거의 세 배에 달한다. 반대쪽 끝에는 체코와 프랑스, 룩셈부르크, 슬로바키아가 있는 데 이들 국가에서는 측정된 이전금액이 측정된 세금보다 가구 가처분 소득 중 더 많은 부분을 표 4.3. 현금 보조금과 가구단위 세금의 누진성 현금지급액과 가구단위 세금에 대한 집중화계수, 2000년대 중반 공적 현금 보조금 (Public cash benefits) 가구단위 세금 생산연령 은퇴연령 합계 생산연령 은퇴연령 합계 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 터키 영국 미국 OECD StatLink 1. 집중화계수는 가구소득의 지니계수와 같은 방식으로 계산되므로 0은 모든 소득집단에서 수령하는 가구 이전 비율이나 납부하는 세금 비율이 동일함을 의미한다. 하지만 개인은 균등화 가구 가처분소득 기준으로 순위 매겨진다. 2. 공적현금지급액 자료에는 세금이 빠져있다(즉, 가구 세금이 별도로 파악되지 않음). 3. 총 공적현금지급액과 가구세금 데이터가 모두 나와 있는 OECD 24개 회원국 평균 (표에 나타난 모든 국가 중 그리스, 헝가리, 멕시코, 포르투갈, 스페인, 터키 제외). 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 표 4.3은 공적이전과 가구세금이 소득 집단별로 어떻게 분배되는가의 측면에서 OECD 국가들을 비교한 것이다. 표에 제시된 수치들은 제3장에서 정의된 집중화계수이다(주 14). 개인의 순위는 그들이 수령 하는 공적이전이 아니라 가처분 소득을 기준으로 결정되므로 이전의 집중화계수는 마이너스가 될 수 있는데 (저소득 집단이 가 처분소득보다 높은 비율의 이전금액을 수령하는 경우) 마이너스 금액이 클수록 누진성이 크다는 의미이다. 현금 지급액은 모든 국가에서 시장소득보다 좀 더 누진적으로 분배되어 불균형을 감소시키고 있다. 전체 인구에 대한 현금 급여액의 분배는 호주에 서 가장 꾸준하게 이루어지고 있으며 큰 간격을 두고 뉴질랜드, 덴마크, 영국, 핀란드, 아일랜드가 그 뒤를 따르고 있고 멕시 코, 터키, 포르투갈, 폴란드에서는 누진성이 가장 떨어진다. 포르투갈과 터키를 제외하고 생산연령에 속하는 이들에 대한 이전 은 은퇴연령자들에 비해 더욱 누진적으로 분배되고 있으나 그리스, 아이슬란드, 폴란드, 포르투갈, 이탈리아, 룩셈부르크, 스페 인의 경우 그 차이가 작다. 은퇴연령자들 및 생산연령자들에 대한 이전에서 국가 순위는 대체로 비슷하지만 은퇴연령자들에 대 한 이전 분배가 가장 누진적이었던 국가는 호주가 아니라 핀란드였다. 104 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

107 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 차지한다. 이러한 차이점 이면에 존재하는 주요 요인은 고용주의 사회보장 기여분 이들 국가 및 몇몇 다른 국가에서 복지의 많은 부분에 대한 자금을 지원하는-이 고용주들에 의해 정부에 직접 납부된다는 점이고 이것이 가구 부문을 거쳐서 가지 않기 때문에 가구 소득 설문조사에 서는 나타나지 않은 것이다. 표 4.3의 두번째 패널에서는 가구단위 세금(소득세 및 피용자의 사회보장 기여분)의 분배 를 보여주고 있다. 세금이 가구소득에서 공제되므로 집중화계수의 값이 크다는 것은 가구세금 의 분배가 더욱 누진적임을 의미한다. 세금은 미국에서 가장 누진적으로 분배되는데 이것은 근 로소득보전세제 Earned Income Tax Credit, EITC와 자녀세액공제 Child Tax Credit등 환급가능한 세액공제가 미국에서 중요한 역할을 수행하고 있음을 반영하고 있는 것으로 보인다. 전반적으로 이전소득 transfer에 비해 세금의 누진성은 국가별 편차가 덜하다. 미국 다음으로 세금의 분배가 가장 누진 적인 국가를 찾아보면 아일랜드, 호주, 영국, 뉴질랜드, 캐나다 등 영어사용 국가들과 이탈리아 가 있으며 그 뒤를 네덜란드, 체코, 독일이 따르고 있다. 세금은 북유럽 국가와 프랑스, 스위스 에서 누진성이 가장 덜하다. 전체 국가는 아니지만 대부분의 국가에서 세금은 생산연령 인구보 다는 은퇴연령 인구에 대해 좀 더 누진적인데 이는 저소득 은퇴자들을 위한 다양한 세금감면 혜택이 존재함을 반영한다. 이전 Transfer소득의 누진성은 보조금의 유형별로 크게 다른데 주택보조금(소득에 비례되는 경향이 있으므로)과 기타 보조금 (사회부조 social assistance 포함), 실업급여와 가족현금급여의 누진성이 가장 크다(표 4.4). 주택보조금은 북유럽 국가에서 가장 누진적으로 분배되고 있으며 가족 급여는 미국을 비롯해 소득조사가 좀 더 일반적인 영어사용권 국가에서 가장 누진적이다. 그러나 세금제도의 누진성도 과세소득의 불균형 정도에 달려 있고 주어진 세금 스케줄의 유효 누진성은 과세소득분배의 불균형이 심한 국가에서 더 크게 나타날 것이다. 표 4.5는 인구 상위 10%가 올린 시장소득비율 대비 납부한 세금 비율(여섯번째 열)뿐 아니라 가구세금의 집 중화계수를 시장소득에 대한 지니계수로 나눔으로써 (세번째 열) 이러한 효과를 위해 조정되 었다. 가구세금의 집중계수를 기준으로 미국은 가장 누진적인 세금 제도를 갖고 있으며 상위 10% 계층으로부터 거둬들이는 세금의 비율이 가장 크다. 그러나 미국의 최고소득 십분위 집 단은 OECD 국가 중 시장소득의 비율이 가장 높다. 이러한 저변의 불균형을 감안해 표준화를 한 후 가구 세금과 시장소득의 집중계수 비율로 측정을 하면 가장 누진적인 세제를 가진 국가 는 아일랜드이며 호주와 미국은 시장소득비율 대비 최상위 십분위 집단에서 가장 많은 세금을 걷는 국가가 된다. 현금이전에 대한 공공지출 수준과 지출 프로그램의 누진성 간의 관계는 무엇인가? 다시 말 해 좀 더 누진적인 현금 프로그램을 가진 OECD 국가는 다른 국가보다 지출을 덜 혹은 더 하 는가? 그림 4.2는 여러 OECD 국가에서 집중도 대비 설문조사에서 측정된 균등화 가구 가처 분 소득에 대한 비중으로 공적 현금이전 비율을 보여주고 있다. 그림에 따르면 누진성과 지출 수준 간에는 반비례관계가 성립하는데 지출의 수준이 높을수록 누진성은 낮다(그래서 예컨대 그림의 왼쪽 아래에 위치한 국가들은 지출은 덜하고 좀 더 누진적인 시스템을 갖고 있다). 그 러나 멕시코와 터키(는 한국과 함께 그림에서 빠져 있는데 덜 포괄적인 복지 시스템을 갖추고 있기 때문이다) 등 저소득 OECD 국가들은 지출수준도 낮고 누진성도 낮다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 105

108 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 노령연금 장애지원금 표 4.4. 프로그램별 현금이전의 누진성 현금이전의 집중계수, 2000년대 중반 직업사고 재해 및 질병 유족연금 가족 현금급여 실업급여 주택보조금 기타급여 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아일랜드 이탈리아 일본 룩셈부르크 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 터키 영국 미국 OECD StatLink 주: 모든 국가의 데이터는 2000년대 중반 데이터를 의미한다. 그리스, 헝가리, 아일랜드, 멕시코, 폴란드, 포르투갈, 스페인, 터키 (이전에 관한 설문조사 데이터가 세금을 제외한 데이터)를 제외한 모든 나라에서 총 공공현금이전(세전) 데이터이다. OECD 27은 데이터가 나와 있는 모든 국가의 평균이다. 출처: OECD 소득분배 설문자료에 근거하여 계산. 정부 이전(과 가구 세금)의 역할 역시 연령 등 개별적인 특성에 따라 다양하다. 그림 4.3 은 여러 연령집단의 순 보조금(공적 현금보조금에서 가구세금을 뺀 금액) 비율을 41세부터 50세까지의 인구집단에 대비하여 보여주고 있다. 순 보조금 비율 Net benefit rates은 은퇴 연령자들 의 경우는 전형적으로 플러스이고 아래 연령집단의 경우는 마이너스이다. 41세부터 50세까지 의 기준집단(수령하는 보조금 대비 가장 높은 세금을 내는 집단)과 비교하면 18세 미만 아동 들이 약간 사정이 나을 뿐이다. 그러나 이러한 양상도 국가별로 차이가 큰데 독일과 이탈리아, 스웨덴의 경우 호주, 캐나다, 미국보다 훨씬 더 가파르게 상승하고 있다. 이러한 연령-소득 프 로파일은 기존의 가구 소득 분포에 대한 영향 뿐 아니라 인구학적 변화가 미래의 더 높은 공 공지출로 이어질 수 있다는 지표를 제시해주기 때문에 중요하다(Dang et al., 2006). 106 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

109 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 표 4.5. OECD 국가의 세금 누진성에 대한 대안적 측정자료, 가구 세금에 대한 집중화 계수 A. 가구세금과 시장소득의 집중 B. 최고 십분위 집단의 비중 (퍼센트) 2. 시장소득의 지니계수 3. 집중화 계수의 비율(1/2) 1. 최고 십분위 집단의 비중 2. 최고 십분위 집단의 시장소득비중 3. 최고 십분위 집단의 비중 비율 (1/2) 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 슬로바키아 스웨덴 스위스 영국 미국 OECD 출처: OECD 소득분포 설문자료에 근거하여 계산. StatLink 그림 4.2. OECD 국가의 공공 현금이전의 수준 및 집중, 2000년대 중반 공공 현금이전의 집중 출처: OECD 소득분배 설문자료에 근거하여 계산. 가구소득 중 공적 현금 이전이 차지하는 비중 (퍼센트) StatLink Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 107

110 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 그림 4.3. 각 연령 집단의 가처분 소득에서 순 공적 보조금(net public benefits)이 차지하는 비중, 2000년대 중반 41세~50세의 연령 집단을 기준으로 해당 집단과의 차이(단위: 퍼센티지 포인트) 미국 독일 OECD-18 일본 이탈리아 캐나다 노르웨이 OECD-18 프랑스 영국 17 세 이 하 세 초 과 17 세 이 하 세 초 과 아일랜드 스웨덴 OECD-18 핀란드 네덜란드 체코 슬로바키아 OECD-18 덴마크 헝가리 17 세 이 하 세 초 과 17 세 이 하 세 초 과 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. StatLink 현금보조금과 가구단위 세금을 통해 어느 정도의 재분배가 이루어지는가? 공적 현금이전과 가구단위 세금이 가구 가처분소득분배에 미치는 영향을 가장 직접적으로 보여주는 방법은 표 4.1에 설명된 다양한 소득개념에 대해 계산된 동일한 불균형 측정치를 비 교하는 것이다. 이러한 비교가 각국의 복지 프로그램 및 세금 제도의 규모와 구조의 차이를 반 영하겠지만, 여러 국가를 비교하고 시간의 흐름에 따른 변화를 평가하는데 유용하고 편리한 요 약 지표를 제시한다. 여기에서는 가구세금과 총 공공이전 데이터가 둘 다 나와 있는 OECD 국 가(수준 분석에는 그리스, 헝가리, 아이슬란드, 멕시코, 폴란드, 포르투갈, 스페인, 터키를 제외 108 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

111 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 109 그림 4.4. OECD 국가의 세금 및 이전 transfer 의 전과 후의 불균형 차이 2005년 집중화 계수의 차이 사람들의 순위는 가처분 소득별로 설정 사람들의 순위는 시장소득 및 가처분 소득별로 설정 퍼센트 감소 한 국 아 이 슬 란 드 스 위 스 일 본 폴 란 드 프 랑 스 오 스 트 리 아 미 국 캐 나 다 룩 셈 부 르 크 핀 란 드 OECD-24 뉴 질 랜 드 노 르 웨 이 이 탈 리 아 네 덜 란 드 슬 로 바 키 아 영 국 독 일 아 일 랜 드 호 주 체 코 스 웨 덴 벨 기 에 덴 마 크 포인트감소 한 국 아 이 슬 란 드 스 위 스 일 본 폴 란 드 프 랑 스 오 스 트 리 아 미 국 캐 나 다 룩 셈 부 르 크 핀 란 드 OECD-24 뉴 질 랜 드 노 르 웨 이 이 탈 리 아 네 덜 란 드 슬 로 바 키 아 영 국 독 일 아 일 랜 드 호 주 체 코 스 웨 덴 벨 기 에 덴 마 크 StatLink 주: 국가는 왼쪽에서 오른쪽으로 갈수록 가구 가처분소득별로 순위 매겨진 사람들을 기준으로 가구 세금과 공공 현금이전을 통해 달성된 집중계수의 퍼센트 포인트 감소가 높아지는 순서로 배열되었다. 막대는 가구 가처분소득별로 순위를 매긴 십분위 집단 별로 평균 시장소득과 가처분소득에 대해 그룹화한 데이터를 기준으로 계산했다. 다이아몬드는 개별 데이터를 기준으로 계산했 는데 사람들의 순위는 시장소득별로 설정되었으며(시장소득의 지니계수에 대해) 가처분소득별로 설정되었다(가처분소득의 지니 계수에 대해). 출처: OECD 소득분배 설문자료. 한 가장 최근 연도의 24개국을 대상으로 했으며 1995년 이후 변화 분석에는 오스트리아, 벨 기에, 체코, 한국, 슬로바키아까지 제외한 19개국을 대상으로 함)에 한정된 자료를 제시한다. 그림 4.4에서는 소득불균형 감소에 세금 및 보조금 시스템이 발휘하는 효과성 의 두가 지 측정방식을 보여주고 있는데 하나는 시장소득에서 가처분소득으로 이동하면서 나타나는 소 득불균형의 감소 비율(위 패널)이고 또 하나는 이들 두 측정치간의 차이를 절대치로 나타낸 것(아래쪽 패널)이다. 이들은 두 가지 방식으로 계산되었다.

112 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 첫번째 접근방식(다이아몬드 형)에서는 사람들을 시장소득 수준별로 순위 매김으로써 시장 소득 분배의 불균형을 계산했다. 24개국을 대상으로 했는데 평균적으로 세금과 이전 시스템 이 소득불균형을 약 3분의1가량(0.15 지니 포인트) 감소시켰고 덴마크와 스웨덴, 벨기에의 45% 감소부터 한국의 8% 미만 감소까지 다양하게 나타났다. 두번째 접근방식(막대그래프 형)에서는 시장소득의 지니계수가 가처분 소득별로 순위매긴 사람들을 기준으로 하고 있다. 즉, 개인들이 재분배 전 이 아니라 후 의 위치를 기준 으로 순위 매겨진 것이다. 여기에서는 세금과 이전에 의한 불균형 감소가 4분의 1(0.11포인 트)를 조금 넘는데 감소폭은 스웨덴과 덴마크의 40%부터 한국의 5%까지 분포했다. 재분배의 두가지 측정방법의 차이는 복지국가 프로그램의 결과로 일부 가구의 순위를 다시 매긴 결과이다(Ankrom, 1993). 이 차이는 흥미로운데 재분배를 측정하는 표준 접근방식의 한계 중 하나가 재분배 측정의 기준이 되는 반사실성 counterfactual과 관련되어 있기 때문이다. 예 를 들어 Layard(1977)에 따르면 표준접근방식은 복지국가의 재분배 효과를 과장하고 있는데 이는 서로 다른 수준의 복지국가 지출과 세금이 시장소득 분배에 어떠한 행위적 영향도 미치 지 않는 것으로 가정하고 있기 때문이다. 특히 공적 연금이 후한 국가의 경우 표준 접근방식은 중산층이 은퇴와 동시에 시장소득빈곤층으로 전락할 수 있음을 의미하는데 이는 연금을 주는 주체가 시장이 아니라 정부이기 때문이다. 즉, 후한 근로소득 연계 공적 연금은 불균형 감축에 매우 효과적인 것으로 평가되는데 부분적으로는 중간소득의 은퇴자들을 은퇴 전 순위로 되돌 려놓기 때문이다. 두 개의 대안적 측정방식간의 비교를 통해 알 수 있는 바는, 일부 OECD 국 가에서 표준접근방식으로 측정된 재분배의 상당 부분이 이러한 국민들의 순위 재설정을 반영 하고 있다는 점이다. 특히 순위 재설정 효과가 가장 두드러진 국가는 공적 연금이 은퇴연령인 구의 전체 가처분 소득 중 90% 이상을 차지하는 오스트리아, 벨기에, 프랑스, 이탈리아, 룩셈 부르크, 스웨덴 등이었다. 반대로 한국과 미국, 캐나다, 핀란드, 영국, 아일랜드, 호주 등 공적 연금이 은퇴자 가처분 소득의 50% 미만인 국가에서는 순위재설정률이 낮았다. 그림 4.5. 공적현금이전과 가구단위 세금의 불균형 감소 효과 및 소득불균형과의 관계, 2000년대 중반 정부 재분배 퍼센트 감소 정부 재분배 포인트 감소 가구가처분소득에 대한 집중계수 가구가처분소득에 대한 집중계수 StatLink 주: 정부 재분배는 가처분 소득별로 사람들을 순위 매긴 상태에서 시장 소득과 가처분 소득에 대한 집중계수의 변화로 측정한다. 이 데이터는 가구 가처분 소득별로 순위 매긴 사람들의 십분위 집단별로 평균 (시장 및 가처분)소득 데이터를 근거로 계산한다. 출처: OECD 소득분배 설문자료. 110 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

113 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 세금과 이전소득을 통해 가장 많은 재분배를 달성하는 국가들은 일반적으로, 국가별로 차 이가 크기는 하지만 가구 가처분소득 분배의 불균형이 가장 낮은 국가들이다(특히 포인트 차 이를 살펴봤을 때. 그림 4.5.참조). 예를 들어 아이슬란드와 스위스의 가처분소득 불균형 수준 은 벨기에, 체코와 비슷한데 물론 복지국가의 영향은 벨기에와 체코의 경우 훨씬 더 크다. 또 한 스웨덴과 덴마크는 미국보다 거의 두 배에 가까운 불균형 감소를 기록했으며 가처분소득 불균형 수준은 미국의 절반 정도이다. 두 개의 방식이 각각 달성한 재분배의 규모를 비교하는 것도 가능하다. 이를 위해 여러 접 근방식들이 사용될 수 있지만 이들의 이행방법은 데이터 요건에 따라 다르며 각각 다른 결론 으로 이어질 수 있다. 한 가지 간단한 방법은 가용 데이터와 함께 적용할 수 있는데 현금이전 의 효과를 측정하는 수단으로 시장소득과 이전후 총소득에 대한 집중화계수 차이를 살펴보고 가구세금의 효과 측정을 위해서는 이전후 총소득과 가처분소득에 대한 집중화계수 차이를 살 펴보는 것이다(그림 4.6). 10 그림 4.4에서 사용한 선호 측정방식과 일관성을 맞추기 위해 시장 소득과 가처분소득의 불균형을 계산할 때는 사람들을 가처분 소득기준으로 순위매김으로써 위 에서 논한 순위재설정의 영향을 제거한다. 이러한 접근방식을 기준으로 하면, 평균 공적현금이 전에 의해 달성된 재분배는 가구세금을 통해 달성된 것의 두 배가 된다. 하지만 미국의 경우는 현금이전을 통한 것보다 세제를 통한 재분배가 단연 크다. 한국과 일본 역시 세제를 통해 달성 된 재분배 정도가 매우 낮다는 점이 단연 두드러지는 국가들이다. 11 한국 미국 일본 오스트리아 캐나다 핀란드 룩셈부르크 이탈리아 네덜란드 뉴질랜드 OECD-21 영국 독일 노르웨이 슬로바키아 호주 프랑스 아일랜드 체코 덴마크 벨기에 스웨덴 그림 4.6. 공적 현금 이전과 가구 단위 세금을 통한 불균형 감소 현금 공적이전 집중계수의 포인트 감소 한국 미국 일본 오스트리아 캐나다 핀란드 룩셈부르크 이탈리아 네덜란드 뉴질랜드 OECD-21 영국 독일 노르웨이 슬로바키아 호주 프랑스 아일랜드 체코 덴마크 벨기에 스웨덴 가구세금 StatLink 주: 소득 불균형을 줄이는데 공적 현금이전이 미친 영향은 이전 후 총소득의 집중화계수와 시장소득의 집중화계수 간 차이를 측정 하여 파악했고 가구세금이 미친 영향은 이전 후 총소득의 집중화 계수와 가처분 소득의 집중화 계수 차이를 측정하여 파악했 다. 집중화 계수는, 개인을 균등화된 가구 가처분 소득 수준별로 순위 매긴 후 이전과 세금이 소득에서 차지하는 비중을 근거 로 계산했다. 출처: OECD 소득분배 설문자료. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 111

114 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 순위 재설정 의 효과에서 추출해낸 재분배의 선호되는 측정방법(그림 4.4의 막대)을 기 준으로 이전과 세금의 조합이 아일랜드와 호주에서의 불균형 감소효과는 스웨덴, 덴마크와 비 슷하고 영국과 뉴질랜드의 재분배 수준은 독일 및 네덜란드 수준과 비슷하다. 이들 네 개 영어 사용권 국가에서의 가처분소득불균형 수준이 높은 것은 복지국가의 영향이 덜하기 때문이 아 니라 시장소득불균형이 높기 때문인데 특히 가구 근로소득이 그 출발점이 될 수 있겠다. 12 그림 4.7. 공적 현금이전과 세금이 재분배에 미친 영향의 변화 가구단위 세금과 공적 현금이전의 복합적인 영향 퍼센트 감소 포인트 차이 1990년대 중반 1990년대 중반 1990년대 중반 2000년대 중반 가구세금과 공적 현금이전의 효과, 포인트 차이 가구세금 공적현금이전 1990년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 2000년대 중반 StatLink 주: 정부 재분배는 순위 재설정 없이 시장소득과 가처분 소득에 대한 집중화 계수 변화를 측정하여 파악. 가구 가처분 소득별로 분류한 사람들의 십분위 집단별 평균 (시장 및 가처분)소득에 대한 데이터를 기준으로 계산. 출처: OECD 소득분배 설문자료. 재분배의 정도는 시간이 흐르면서 변화했을까? 이것은 그림 4.7에 나타나 있다. 대각선 위 의 국가들은 1990년대와 비교해 현재 재분배 성과가 떨어지는 국가들인 반면 아래에 위치한 국가들은 그 반대이다. 그 양상은 국가별로 다양하게 나타난다. 공적 현금이전과 가구세금을 조합한 효과를 살펴보면 (맨 위 패널), 이탈리아, 독일, 체코를 비롯해 많은 국가들이 과거에 비해 더 많은 재분배를 달성하고 있다(하지만 이것은 부분적으로는 시장소득불균형이 심하기 때문일 수도 있다). 반면 핀란드, 노르웨이, 스웨덴, 아일랜드, 캐나다, 미국 등 다른 국가들은 과거에 비해 재분배가 덜 이루어지고 있으며 그 외의 국가들은 별 변화를 보여주지 않고 있 112 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

115 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 다. 13 네덜란드 등 일부 국가에서는 재분배율 수준이 변함없으며 가처분 소득분포의 불균형이 낮은데 이는 시장소득불균형이 크게 감소했음을 보여준다(거의 6퍼센트 포인트만큼 감소). 정 부 재분배의 두 가지 수단의 변화를 따로따로 살펴보면 (맨 아래 패널), 가구단위 세금이 재분 배에 미치는 영향은 일본과 노르웨이에서는 감소하고 이탈리아, 덴마크, 네덜란드, 영국에서는 증가했다. 공적 현금이전의 효과는 핀란드와 아일랜드에서는 감소했고 독일과 이탈리아에서는 반대였다. 표 4.6. 불균형 감소에 세금과 이전이 갖는 효과성과 효율성 A. 효과성(불균형 감소) 가구세금 공공현금 이전 B. 규모 (가구 가처분 소득비중) 가구세금 공공현금 이전 C. 효율성 지수A/(B/100) 가구세금 공공현금 이전 가구세금 D. 집중지수 공공현금 이전 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 슬로바키아 스웨덴 스위스 영국 미국 OECD 메모항목: 상관계수 StatLink 1. 두번째 열은 세금과 현금이전의 효과성 간의 상관관계를 나타낸다. 세번째와 네번째 열은 각각 세금과 이전의 규모와 효과성 간 상관관계이다. 다섯번째와 여섯번째 열은 각각 세금과 이전의 효율성 지수와 효과성간 상관관계이며 일곱번째와 여덟번째 열은 각각 세금과 이전의 집중지수와 효율성 지수간 상관관계이다. 주: 효과성지수는 OECD 각국의 가구세금(총소득과 가처분 소득간)과 현금이전(시장소득과 총소득간)에 의한 소득불균형 지니계수 감소 퍼센트 포인트로 정의된다. 효율성지수는 세금과 이전의 효과성 지수를 각국의 세금과 이전 비중으로 나눈 것이다. 가구 세금과 공공현금이전의 집중지수는 표 4.2와 같이 계산했다. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 서로 다른 복지국가 정책의 효과를 평가하는 추가적인 방법은 표 4.6에 나와 있으며, 불균 형 감소에 있어서 세금과 이전 시스템이 발휘하는 효율성과 효과성을 측정할 수 있다. Beckerman(1979)에 따르면 효과성은 가구세금 및 공적현금이전과 연관된 소득불균형 집중 화계수의 퍼센트 포인트 감소분으로 정의되며 각 OECD 국가별 효과성은 그림 4.6에 나타나 있다. 효율성은 효과성을 각각 가구세금과 공적현금이전이 가구가처분소득에서 차지하는 비중 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 113

116 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 으로 나눈 (후 100을 곱한) 것이다. 예를 들어 호주의 경우 가구세금의 1퍼센트 포인트 당 총 소득의 집중화계수는 퍼센트 포인트 감소했으나 공적현금이전의 1퍼센트 포인트 당 시 장소득불균형은 0.679퍼센트 포인트만큼 감소했다(패널 C). 표를 보면 패널 A에 나타난 효 과성 의 측정 자료를 기준으로 조세제도가 소득불균형 감소를 가장 많이 달성한 국가는 이탈 리아, 독일, 호주, 미국, 덴마크, 아일랜드, 네덜란드였고 가장 적은 국가는 일본, 한국, 스위스 (두번째 열)였다. 공적현금이전을 살펴보면 소득불균형이 가장 많이 감소한 국가는 스웨덴, 벨 기에, 덴마크, 체코였고 가장 적은 국가는 한국과 미국(세번째 열)이었다. 전반적으로, 효율성 평가값은 앞서 나온 일부 평가값들과는 약간 다른 양상을 보여준다. 이전 시스템은 불균형을 감소하는데 있어 더욱 효과적일 뿐 아니라 효율적이기도 하지만 일부 국가들은 집중화계수 대 신 효율성 지수를 사용하면 순위가 바뀌게 된다. 예를 들어 호주의 경우 미국보다 약간 덜 누 진적인 조세제도를 갖고 있으나(패널 D), 불균형 감소 측면에서는 약간 더 효율적이다(패널 C). 표에서는 또한 OECD 복지국가의 다양한 설계 특성간 상관관계를 보여주고 있다. 예상대로 가구세금의 효율성과 집중화 (패널 D)간에, 그리고 공적현금이전의 효율성과 집중화간에(이 경우 상관관계는 마이너스로 나타나는데 이는 가장 누진적인 이전시스템은 앞에서 논한 대로 마이너스 계수를 갖고 있기 때문이다) 가장 큰 상관관계가 나타난다. 다른 측정값들 간에도 비 교적 높은 상관관계가 나타나긴 하지만 이전보다는 세금의 경우 효과성과 효율성이 좀 더 강 하게 상관관계를 보이고 있다. 소득 하위층에 대한 재분배: 규모와 대상설정의 상호작용 세금과 공적이전 제도의 재분배효과를 고려할 때는, 분배의 중간층에서 발생하는 변화에 집중화계수가 더 큰 가중치를 부여하는 반면 정책입안자들은 소득분배 하위층에 있는 이들에 게 좀 더 신경을 쓸 수 있다는 사실을 파악하는 것이 중요하다. 빈곤율(제5장의 주제)의 변화 를 살펴보는 것 외에도 최저소득집단에 공적현금이전과 가구단위 세금이 미치는 영향을 고려 함으로써 이 우려사안을 다룰 수도 있을 것이다. 표 4.7은 소득분배의 하위층-최저 소득 오분 위 집단-에 위치한 사람들에 대한 재분배 방법을 총공적이전(왼쪽 패널)과 가구단위 세금(오 른쪽 패널)에 대해 제시하고 있다. 최저 오분위 집단의 소득 지원을 위한 현금이전의 역할은 이렇게 계산된다. 우선 소득설문 에서 측정된 가구가처분소득의 비율로 현금이전의 평균 비율을 측정(A열)하고, 14 두번째로 이 비율 중 몇 퍼센트가 전체 인구 중 하위 20%에게 가는가(B열)를 계산하고, 마지막으로 분배 의 하위층에 위치한 사람들에게 지급되는 총보조금을 계산하기 위해 지출 규모에 분배의 누진 성을 곱한다(C열에서 100으로 나눔). 분배 최하위 집단이 납부하는 세금을 계산할 때도 같은 방식을 사용하는데 두 값의 차이(G열)는 최저 소득 오분위 집단으로 가는 순 현금 이전값 을 나타낸다. 표 4.7에서는 몇 가지 패턴이 나타난다. 첫째, 공공현금이전은 호주, 덴마크, 뉴질랜드, 핀란드, 네덜란드, 아일랜드, 영국(최저 소득 오분위 집단이 이전 전체의 30% 이상, 호주의 경우 40% 이상을 수령, B열)의 경우 인구의 하위 20%를 겨냥하고 있으며 폴란드(하위 20%가 이전 전체의 10% 미만으로 수령)의 경 우 타깃 설정이 가장 낮았다. 이러한 기준에서 봤을 때 타깃 설정의 수준은 캐나다, 미국, 스웨덴이 비슷했다. 114 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

117 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 표 4.7. 소득 하위계층에 대한 현금이전과 가구세금을 통한 재분배, 2000년대 중반 A.가구 가처분소득 평균비율 가구에 지급된 총 공적이전 B.최저 오분위집단 에 지급된 공적이전 비중 C.최저 오분위집단 에 지급된 이전 (A*B/100) 가구가 납부한 직접세 및 사회보장세 D.가구가처 분소득평균 비율 E.최저 오분위집단 이 납부한 세금 비중 F.최저 오분위집단 이 납부한 세금 (D*E/100) G.최저 오분위집단 에 지급된 순이전 (C-F) 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 슬로바키아 스웨덴 스위스 영국 미국 OECD StatLink 주: 칼럼 A와 D의 값은 각각 공적이전과 가구세금의 전체 인구의 가처분 소득에 대한 비율이다. 칼럼 B와 E는 각각 인구 중 최저 오분위집단 사람들이 받은 공공이전의 비중과 납부한 가구세금의 비중이다. 데이터는 모든 국가가 2000년대 중반 자료이다. 표는 가구단위 세금이 나와 있지 않은 국가는 제외하고 있다(공적이전 가용 데이터는 세금을 뺀 순 금액으로 표현). 출처: OECD 소득분배 설문. 둘째, 공공이전과 가구단위 세금의 조합을 통해 달성된 저소득가구에 대한 재분배의 전반적 인 규모에는 큰 차이가 있었다. 재분배 값(가구가처분소득의 비율)은 호주와 벨기에, 덴마 크, 스웨덴의 경우 5.5를 초과했고 일본, 폴란드, 미국은 약 2, 스위스와 한국은 0.5 미만이 었다(G열). 셋째, 저소득층에게 소득을 재분배하는데 사용되는 현금이전과 가구단위 세금의 조합에는 큰 차이가 있었다. 예를 들어 최저 오분위 집단으로 가는 공적이전의 값(C열)은 호주와 아 일랜드의 경우 이들이 납부하는 가구세금(F열)의 30배에 달했으며 영국의 경우 10배가 넘 은 반면 한국과 폴란드는 두 배(혹은 그 이하)에 불과했다. 북유럽 국가들은 총 보조금 중 많은 액수를 저소득층에게 이전했으나 이들에게 부과하는 가구세금의 액수 역시 상당했다. 반대로 대부분의 영어사용권 국가에서는 이전 transfer에는 그리 후하지 않지만 낮은 가구 세금 을 부과함으로써 이를 부분적으로 상쇄하고 있다. 넷째, OECD 회원국들은 세금과 이전의 규모와 누진성을 다양하게 조합하여 저소득층에게 소득을 재분배하고 있었다. 예를 들어 호주와 노르웨이의 경우 저소득층에 지급하는 총 이전 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 115

118 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 규모는 비슷했으나 호주의 지출 노력은 노르웨이의 3분의 2에 불과했다. 이 차이는 지급된 이전금액에 대한 대상설정을 더 넓게 함으로써 상쇄하고 있다(여기에서 사용된 기준에 따르 면 약 50% 이상). 마찬가지로 한국과 미국은 저소득 가구로부터 비슷한 액수의 세금을 징 수하지만 한국의 경우 일반세 수준을 낮게 설정했고 미국은 대상을 설정해 세액공제 혜택을 준다. 복지국가의 성과측정 방법의 개선 이 장에서 그리고 대부분의 비교 사회정책 연구 자료에서- 사용된 표준 접근방식이 간단하 나 유연한 소득재분배 분석 모형을 제시하고 있기는 하지만 이 방식은 다음과 같은 여러 중요 한 한계점들을 드러내고 있다. 재분배의 평가 기준이 되는 반사실성 정부의 재분배활동 설명의 한계 공적제공 public provision과 사적제공 private provision간의 관계 처리 첫번째 요소의 경우, 일련의 정책이 갖는 분배 효과를 평가할 때는 관찰된 분배를 반사실 성, 즉, 평가대상인 정책이 부재하다면 나타났을 분배의 상태와 비교한다(Pederson, 1994). 표 4.1에 나타나 있듯이 표준 계산 방식은 선형이다. 즉, 시장소득과 요소의 분배가 세금 및 이전 시스템의 운영에 선행하고 이들 사이에는 최종 불균형을 축소하려는 정부 프로그램의 직 접적인 영향 말고는 아무런 상호작용이 없는 것으로 가정한다. 뿐만 아니라 광범위한 국가에 적용할 때 이 접근방식에서는 서로 다른 복지국가의 범위와 형태의 차이는 각국의 국민들의 행동에 영향을 미치지 않는 것으로 암묵적으로 가정한다. 두 가지 가정 모두 이 장에서 제시 하고 있는 추정값의 저변에 깔려 있는 가정- 비현실적인 것이다. 개인들은 기존의 제도적 틀 안에서 소득 창출 활동에 대한 결정을 내리는데 이러한 제도적 틀은 국가별로 크게 다르다. Layard(1977)와 Reynolds and Smolensky(1977)에 따르면 이러한 가정 때문에 표준 접근 방식에서는 시장소득의 불평등과 사회정책을 통해 달성된 재분배의 규모를 과장하게 된다. 이 장에서는 복지국가의 순위재설정 효과를 포함시킨 추정치와 배제한 추정치를 제시함으로써 그 영향이 상당함을 보여주고 이러한 근본적인 문제점을 해결해보고자 했다. 표준 접근방식의 두번째 한계점은 정부 정책의 영향이 부분적으로만 고려되었다는 점이다. 이러한 차이는 몇 가지 방식으로 발생한다. 첫째, 대부분의 소득조사 설문은 현금 보조금과 직 접세에 관한 정보만을 포함하고 현물 보조(제9장에서 논의)와 소비세는 배제한다(Warren, 2008). 둘째, 정책들이 직접 제공보다는 규제를 통해서 이행될 수도 있는데 규제는 분석에서 빠져 있다. 예를 들어 정부가 노동시장성과에 영향을 미치는 중요한 방법은 최저임금을 설정하 는 것이다. 그런데 표준접근방식에서는 각국의 임금분포도가 마치 시장의 메커니즘에 의해서만 생성되는 것처럼 다루어지고 있다. 셋째, 표준 프레임워크는 또한 고용주 사회보장비 기여분을 제외하고 있는데 호주, 덴마크, 뉴질랜드의 경우 그 비율이 미미하지만 프랑스와 체코의 경우 총 세수의 25% 이상을 차지한다(OECD, 2007b). 많은 국가에서 이러한 기여분이 사회보장지 출의 많은 부분을 충당한다는 사실을 감안할 때, 이의 분배적 효과의 평가도 반드시 이루어져 야 한다. 15 그렇다면 이 시점에서, 이들 요소를 포함할 수 있도록 광범위해진 가구 행복의 다른 측정방식이 여러 국가의 재분배 정도에 관한 결론을 바꾸어놓을 것인지에 대한 여부가 궁금해 116 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

119 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 진다. 대답은 여러 국가의 이러한 소득 측정값 사이에 어느 정도의 차이가 있느냐에 달려 있 다. 예를 들어 현금이전과 기타 공공지출의 상대적 비중과 직접세 및 기타 다른 세금의 상대적 비중에 따라 다를 것이다. 표준접근방식의 마지막 한계점은 공적현금이전(세금과 사회보장 기여분 뿐 아니라)이 개인 보호를 위한 광범위한 사적 조치들을 대체할 수 있고 그 반대도 가능하다는 사실이다. 16 사적 연금과 기업연금에 대한 기여분과 국민연금에 대한 기여분과 이들의 관계를 생각해보면 이해 가 쉬울 것이다. 표준접근방식(및 SNA 협약)에서는 정부 연금 납입금을 세금으로 취급하는데 이것이 같은 해 제공되는 노령연금의 재원으로 사용되기 때문이다. 반면 개인연금 납입금은 실 질적으로 일종의 개인적인 소비로 취급된다. 이는 몇 가지 점에서 소득분배의 국제적인 비교에 영향을 미친다. 예를 들어 사회보장시스템이 근로소득에 연계된 국가는, 잘사는 개인들이 은퇴 후를 대비해 저축하는 액수 중 세금을 통한 저축의 비율이 더 높기 때문에 좀 더 평등한 국가 로 보일 것이다. 반대로 정액 보조금 또는 자산조사에 기반한 급여가 제공되는 국가의 경우 은 퇴자금 중 기업연금 및 개인연금을 통해 저축되는 비율이 더 높을 것이다. 17 요약하면, 사회보 장 시스템이 다르면 공적, 사적연금권의 분배가 다르고 이러한 재분배활동의 불완전한 처리는 소득분배의 국가별 비교를 왜곡할 수 있다. 이러한 왜곡을 극복하려면 가구 행복과 분배 성과 를 평가하는데 사용되는 틀을 좀 더 넓힐 필요가 있다. 결론 복지국가의 두가지 주요 목표는 개인의 생애주기 전체에 걸쳐 재분배를 수행하는 것과 부 유층과 빈곤층 간의 재분배를 실시하는 것이다. 모든 OECD 회원국에서 두가지 목표를 모두 추구하고 있으나 각 목표에 주어지는 강조점은 국가별로 매우 다양하다. 전반적으로 이 분석을 통해 몇 가지 결론을 도출할 수 있다. 일반적으로 이전지출 수준이 낮은 국가는 보조금과 세금 모두 좀 더 누진적인 구조를 갖고 있다. 물론 예외도 있으며(멕시코는 지출수준이 낮으나 누진성 역시 매우 낮음) 국가별 차이 도 있다(예: 북유럽 국가들은 평균보다 높은 지출수준을 보이나 누진적인 보조금 구조도 갖 고 있다. 그러나 세금제도의 누진성은 낮다). 표준접근방식 을 기반으로 한 복지국가의 재분배활동의 지표에 따르면 모든 OECD 국가 에서의 세금 및 보조금 제도는 소득불균형을 줄여주고 있으며 그 영향은 북유럽 국가에서 가장 크고 미국과 한국에서 가장 작다. 그러나 많은 국가에서 이러한 재분배 중 상당 부분은 사람들의 재분류 에서 초래된다. 예를 들면 중산층 가구는 은퇴와 동시에 극빈층으로 전락하는 것으로 가정하여 취급하므로 이들의 소득차이를 근로소득에 연계된 후한 공적연금을 통해 보전한다. 재분류를 하면, 호주 와 아일랜드는 불평등 감소 측면에서 북유럽 국가들과 비슷한 수준을 보이고 있고 영국과 뉴질랜드는 독일과 비슷한 수준이다. 복지국가의 재분배효과는 일반적으로 가구단위 세금보다는 공적현금보조금의 경우 더 크게 나타난다. 단, 미국은 예외인데 이전 시스템보다는 세금 제도를 통해 좀 더 많은 재분배를 달성하고 있다. 마찬가지로 최저소득 오분위 집단에 대한 재분배정도는 국가별로 차이가 큰 데 호주와 북유럽 국가에서 가장 크다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 117

120 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 다양한 양상을 살펴보는 것도 유용하지만 표준 접근방식 또한 한계를 지니고 있으며 이들 중 일부는 뒷장에서 다루겠지만 일부는 이 책의 범위를 벗어나는 것들이다. 그러므로 재 분배정책을 위한 좀 더 포괄적인 조치를 개발하기 위해서는 추가적인 노력이 이루어져야 한다. 주 1. 다른 형태의 대상설정도 가능하다. 예를 들면 특정 지역에 보조금을 집중하는 식인데 이러한 방식은 저소득 국가에서 좀 더 흔히 시행된다. 2. 다른 형태의 재분배도 발생할 수 있다. 예를 들어 세대간, 남녀간, 또는 여러 지역에 걸쳐 재분배가 일어날 수 있다. 그러나 이들은 대개 그 자체가 주요 목적이라기보다는 두 가지 주요 목적으로부터 파생되어 이루어진다. 3. 개인의 생애주기에 걸친 보조금의 실제 분배는 이러한 종류의 계산값과는 다를 가능성이 큰데 그 이 유는 두 값의 화폐가치계산과 마이크로 시뮬레이션이 대체로 가상적인 생애주기를 대상으로 한 것 이고 특정 시점의 세금 및 보조금 제도를 기준으로 생애 재분배 정도를 계산한 것이기 때문이다. 실 제로는 세제와 보조금 제도는 한 개인의 생애주기 동안 수차례 바뀐다. 그래서 일부 연구에서는 서 로 다른 세대가 사회보장제도의 순 수혜자 또는 수기여자가 되는 정도를 계산하려는 시도를 하고 있다(Thomson, 1989; Williamson et al., 1999 참조). 4. 실질 기여율은 예산 투입이나 연금의 인상 또는 감소 없이 공적 연금에 대한 현재의 지출을 충당하 는데 필요한 평균 기여율이다. 5. 개인의 총 평생소득이 생애주기에 걸친 재분배에 의해 변하지 않지만 소득평준화 income smoothing는 평 균소득이 빈곤선 위에 있는 이들이 생애 중 빈곤선 아래에서 보내야 할 시간의 비중을 줄여줄 수 있다. 그러나 평생소득이 빈곤선 아래 위치한 이들이 이론적으로는 생애 중 여러 시점에 빈곤선 위 로 소득을 끌어올릴 수 있긴 하지만 이것은 다른 기간의 좀 더 심한 빈곤이라는 대가를 치러야(즉, 더 큰 빈곤 갭) 달성될 수 있다. 6. 간단한 예(세금의 영향을 배제한)를 보면, 가구소득 분배에 복지국가의 여러 정책이 미치는 영향을 알 수 있다. 시장소득분포가 같고 집중화계수가 0.40인 두 국가가 있다고 가정하자. A국가에서는 이전이 가구 총소득의 20%를 차지하고 이전의 집중화계수는 0.30이다(즉, 시스템은 근로소득에 연 계된 것이나 시장소득만큼 불평등하지는 않다). 이 국가에서는 시장소득은 총 가구소득의 80%를 제 공하고 이전 후 소득에 대한 지니계수는 0.38(0.40* *0.2)이다. B국가에서는 이전이 총소 득의 5%에 불과하지만 이전에 대한 집중화계수가 0이다(즉, 정액 보조금). 그래서 이전 후 소득에 대한 지니계수는 역시 0.38(0.40* *0.05)이다. 이 경우, 이 두 국가의 지출수준과 보조금 분배는 서로 크게 다르지만 이전 시스템이 소득불균형을 감소시키는 정도는 같다. 7. 다른 영향들도 존재하는데 소득계층별 실업발생과 소득수준별 장애 및 기대수명의 차이 등도 이에 속한다. 이 외의 중요한 요소에는 보조금의 비율(낮은 비율은 실질적인 누진성을 감소시킴)과 사회 보장 시스템의 적용범위 등이 있는데, 아래에 보이는 것처럼 멕시코와 터키는 OECD에서 가장 미미 한 재분배 사회보장제도를 갖고 있는데 이는 전체 인구 중 이 제도가 적용되는 비율이 다른 국가들 보다 훨씬 낮기 때문이다. 8. 핀란드의 경우 은퇴연령 인구에 대한 공적 현금보조금의 수준이 낮은 것으로 나타나는데 이는 OECD에서 사용한 소득 설문에서 강제 기업연금이 정부현금이전이라기보다는 사적이전 private transfer으 로 계산되기 때문이다(그래서 자본소득에 포함). 좀 더 일반적으로 말하면, 소득 설문에서 나타난 공적현금보조금의 수준은 OECD 사회적지출 데이터베이스를 통해 입수한 행정기록에 나타난 데이 118 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

121 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 터와 다르다(OECD, 2007a). 9. 은퇴연령자들이 납부한 세금은 덴마크가 가장 높은데 가구 가처분 소득의 44%를 차지하며 그 뒤를 스웨덴, 아이슬란드, 스위스가 따르고 있다. 10. 이들 집중화계수는 십분위 집단별 총소득 자료를 기준으로 계산되었으며 사람들이 마이크로 데이터 가 아니라 균등화 가처분소득 수준에 따라 분류되었다. 일반적으로 구성요소를 추가 하는 접근방 식에 근거한 결과는 소득출처들을 고려하는 순서에 따라 달라진다. 이것은 각 소득출처의 계산된 기 여분이 그 자체의 분배와 그것이 다른 소득출처들과 상호 연관된 정도에 따라 달라지기 때문이다. 다양한 소득출처를 추가 하는 방식에 근거한 모든 접근방식들- 여기에서 사용된 방식처럼-은 마지막에 추가된 소득출처(이 경우에는 가구 세금)와의 연관성 때문에 불균형에 대한 영향에 일조한 다. 11. 한국의 경우, 이것은 세후 기업수익에서 유래된 개인사업소득을 부분적으로 반영한다. 12. 가구 근로소득 불균형은 이들 네 개 국가에서 높게 나타나는데 부분적으로는 급여 격차가 크기 때 문이기도 하지만 생산가능연령인구 중 실업가구에 거주하는 이들의 비율이 높기 때문이기도 하다. 이는 제 3장에서 다루었다. 13. 그림 4.7에서 정부 재분배의 변화는 시장 및 가구 가처분소득 집중도의 차이에 의해 측정되는데 개 인들은 가처분소득에 따라 순위가 정해진다. 이러한 정부재분배 측정방법의 변화는, 시장 및 가처분 소득에 대한 지니계수의 차이를 기준으로 하고 개인들을 재순위화 한 측정방법과 상당히 유사하 다. 이 두가지 측정값 간의 상호관련성은 포인트 변화와 퍼센트 변화 모두 대략 0.80이다. 14. 사회지출을 GDP의 비중으로 측정하는데 있어 지출방식의 누진성을 적용하는 것이 가능하며, 실제 적용하는 경우 매우 유사한 결과를 얻을 수 있을 것이다. 그러나 국가 계정에서의 사회 지출은 개인 가구에 발생하지 않는 항목들을 포함한다(예: 병원 및 양로원 입소자들이 받는 보조금). 15. 고용주 기여분에 대한 부과분은 논란거리이다. 그러나 간단한 접근방식은 한 가지는 이것이 급여의 일부분으로 가정하는 것이다. 시장소득과 가구세금 모두에 고용주 사회보장 기여분을 포함시키는 것 은 시장소득 불균형과 여러 세금-이전 시스템의 효과성 측정값을 모두 바꾸어 놓을 수 있다 (Mitchell, 1991). 16. Atkinson(1991)에서 논했듯이 사회보험의 영향을 고려하려면 거래의 균등화 equivalence of transactions 가 능성을 감안해야 한다. 예를 들어 사람들이 이미 노후를 위해 저축하고 있는 가운데 동일한 조건으 로 의무적인 공적연금 프로그램을 도입하면 개인저축이 대체될 수 있을 것이다 (p. 11). 17. 이러한 왜곡은 몇 가지 방법으로 처리될 수 있다. 예를 들어 영국의 평균소득 이하 가구 통계 Households below Average Income statistics에서는 가처분소득에서 기업연금 납입분을 빼는데 이러한 납입분이 현재의 생활수준을 지원하지 않는다는 근거 때문이다. 참고문헌 Åberg, R. (1989), Distributive Mechanisms of the Welfare State A Formal Analysis and an Empirical Application, European Sociological Review, No. 5. Ankrom, J. (1993), An Analysis of Horizontal and Vertical Equity in Sweden, the US and the UK, The Scandinavian Journal of Economics, Vol. 95, No. 1, March. Atkinson, A.B. (1991), Social Insurance, The Fifteenth Annual Lecture of the Geneva Association, The GENEVA Papers on Risk and Insurance Theory, Vol. 16, No. 2, December. Barr, N. (1992), Economic Theory and the Welfare State: A Survey and Reinterpretation, Journal Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 119

122 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 of Economic Literature, Vol. 30, June. Barr, N. (2001), The Welfare State as Piggy Bank: Information, Risk, Uncertainty, and the Role of the State, Oxford University Press, Oxford. Beckerman, W. (1979), The Impact of Income Maintenance Payments on Poverty in Britain 1975, Economic Journal, June. Dang, T.-T., H. Immervoll, D. Mantovani, K. Orsini and H. Sutherland (2006), An Age Perspective on Economic Well-Being and Social Protection in Nine OECD Countries, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, No. 34, OECD, Paris. Disney, R. (2004), Are Contributions to Public Pension Programmes a Tax on Employment?, Economic Policy, July. Esping-Andersen, G. (1990), The Three Worlds of Welfare Capitalism, Polity Press, Cambridge. Falkingham, J. and A. Harding (1996), Poverty Alleviation versus Social Insurance: A Comparison of Lifetime Redistribution, NATSEM Discussion Paper No. 12, NATSEM, University of Canberra. Geanakplos, J., O.S. Mitchell and S.P. Zeldes (2000), Social Security Money s Worth, NBER Working Paper, No. 6722, available at Korpi, W. and J. Palme (1998), The Paradox of Redistribution and the Strategy of Equality: Welfare State Institutions, Inequality and Poverty in the Western Countries, American Sociological Review, Vol. 63, No. 5. Layard, R. (1977), On Measuring the Redistribution of Lifetime Income, in M.S. Feldstein and R.P. Inman (eds), The Economics of Public Services, Macmillan, London. Leimer, D.R. (1995), A Guide to Social Security Money s Worth Issues, ORS Working Paper No. 67, Social Security Administration, Washington D.C., available at Lindert, P.H. (2004), Growing Public: Social Spending and Economic Growth Since the Eighteenth Century, Cambridge University Press, Cambridge. Mitchell, D. (1991), Income Transfers in Ten Welfare States, Aldershot, Avebury. OECD (2007a), OECD Social Expenditure Database , OECD, Paris. OECD (2007b), Revenue Statistics, , OECD, Paris. O Higgins, M, G. Schmaus and G. Stephenson (1990), Income Distribution and Redistribution: A Microdata Analysis for Seven Countries, in T. Smeeding, M. O Higgins and L. Rainwater (eds.), Poverty, Inequality, and Income Distribution in Comparative Perspective, Harvester Wheatsheaf, Hemel Hempstead. Pederson, A.W. (1994), The Welfare State: Still No Answer to the Big Questions?, LIS Working Paper, CEPS/INSTEAD, Luxembourg. Palme, J. (1990), Pension Rights in Welfare Capitalism: The Development of Old-Age Pensions in 18 OECD Countries , Swedish Institute for Social Research, Stockholm. Reynolds, M. and Smolensky, E. (1977), Public Expenditures, Taxes and the Redistribution of Income: The USA, 1950, 1961, 1970, Academic Press, New York. Ringen, S. (1987), The Possibility of Politics, Clarendon Press, Oxford. Siminski, P., P. Saunders, S. Waseem and B. Bradbury (2003), Assessing the Quality and Inter-temporal Comparability of ABS Household Income Distribution Survey Data, SPRC Discussion Paper No. 123, University of New South Wales, April. Ståhlberg, A.-C. (2007), Redistribution across the Life Course in Social Protection Systems, Modernising Social Policy for the New Life Course, OECD, Paris. Thomson, D. (1989), The Welfare State and Generation Conflict: Winners and Losers, in P. Johnson, C. Conrad and D. Thomson (eds.), Workers versus Pensioners: Intergenerational Justice in an Ageing World, Manchester University Press, Manchester, New York. Warren, N. (2008), A Review of Studies on the Distributional Impact of Consumption Taxes in OECD Countries, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, forthcoming, OECD, Paris. 120 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

123 Ⅱ. 불평등의 주요 원인 4. 정부는 얼마나 많은 재분배를 달성하고 있는가?:현금 이전과 가구 세금의 역할 Werding, M. (2003), After Another Decade of Reform: Do Pension Systems in Europe Converge?, CESifo Dice Report, Vol. 1/2003. Whiteford, P. (2008), Redistribution in OECD Welfare States, OECD Social, Employment and Migration Working Papers, forthcoming, OECD, Paris. Williamson, J.B., D.M. Watts-Roy and E.R. Kingson (eds.) (1999), The Generational Equity Debate, New York, Columbia University Press. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 121

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125 제3절 빈곤의 특성

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127 제3절 제5장 OECD 국가의 빈곤: 정적소득에 기반한 평가 * 지난 10년간 빈곤율은 증가해왔는데 특히 아동과 생산가능연령에서 증가세가 두드러 졌다. 이러한 증가의 대부분은 소득 하위층에 대한 낮은 재분배율을 반영하고 있다. 이러한 변화의 결과 빈곤 위험은 노인층에서 청년층으로 이동하게 되었다. 근로는 빈 곤의 위험을 피할 수 있는 매우 효과적인 방법이긴 하지만 빈곤층의 대부분이 근로소 득이 있는 가구에 속하는 것도 사실이다. * 이 장은 OECD 사회정책과의 마르코 미라 데르콜과 마이클 포스터가 작성했다.

128 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 서론 소득불균형에 대한 우려는 소득분배의 하위계층에 있는 사람들과 연계시켜 살펴보면 더욱 두드러지는 것을 알 수 있다. 이것은 모든 OECD 회원국 정부가 자국 내에서의 빈곤퇴치에 굳 은 결의를 갖고 있다는 사실과, 개인의 행복을 구성하는 여러 요소들이 있기는 하지만 어느 국 가에서든 수용 가능한 것으로 여겨지는 최저 생활수준 밑으로 개인이 떨어질 위험이 있는지 여부를 평가하는 가장 확실한 방법은 가구 소득을 보는 것이라는 사실을 반영하고 있다. 최저 수준이라는 것이 나라마다 다르고 각국의 전통과 정치적 과정에 의해 만들어지긴 하지만 공통 적인 자의적 기준을 감아한 상태에서 각국의 상황 파악을 모든 OECD 회원국에 공통적으로 나 타나는 패턴과 빈곤 측면에서 이들의 경험을 구별할 수 있는 패턴을 파악할 수 있다. 이 장에서는 일정 시점에서 가구의 연간소득 측정값을 기준으로 빈곤의 증거를 제시하고 있다. 빈곤은 각국의 전형적인 중산층 가정의 소득에 비례하여 평가되지만 소득분배의 최하위 층에 위치한 이들의 절대적인 소득을 반영하는 평가값도 기준으로 하고 있다. 이 장에서는 전 체 인구에 대한 여러 빈곤평가값들의 수준과 흐름을 설명한 후 생산가능연령의 사람들, 아동, 노인의 경험을 살펴봄으로써 빈곤 위험이 이들 집단 사이에서 어떻게 이동했는가를 평가하고 이러한 위험에 영향력이 큰 요소들을 파악하였다. 그리고 나서 공공이전과 가구단위세금이 각 국의 빈곤을 감소시키는데 수행하는 역할을 살펴보고, 가구주가 생산가능연령인 가구와 은퇴연 령인 가구에서 빈곤율의 변화에 여러 요소들이 어떻게 영향을 미쳤는지 간단하게 분석해 보았 다. 결론 부분에서 요약된 여러 패턴들이 분석 중 나타나긴 하지만 빈곤율 패턴의 구조는 소득 최하위층에서 특히 심각하게 나타나는 측정의 어려움에 의해 영향을 받는다. 이러한 데이터의 특징들은 몇몇 국가의 다양한 설문조사에서 나타난 빈곤 추정값들이 큰 차이를 보이는 사실을 설명해준다(부록의 표 5.A2.1 참조). 또한 각국은 인구 중 많은 비율이 여기에서 사용된 기준 근처에 몰려있기 때문에 이들의 소득에 발생한 아주 약간의 변화도 때로는 빈곤 측정값의 큰 변화로 이어질 수 있다. 1 전반적인 소득빈곤의 수준과 추세 상대적인 소득빈곤 여러 OECD 국가의 소득빈곤 패턴을 평가하는 출발점은, 중위 균등화 가구 가처분소득의 여러 비율에 맞춰 설정된 기준선으로 서로 다른 요약측정값의 수준을 제시하는 것이다. 그림 5.1은 널리 사용되는 지표인 대상자수 비율, 즉 중위소득의 40%, 50%, 60% 아래 소득을 가진 사람들의 비율을 보여주고 있는데 2 대상 국가들은 50% 기준에 대한 지표 수준에 따라 순위가 매겨졌다(오름차순). 이러한 한계점들의 절대값(PPP율을 각국 통화와 미 달러로 표시) 126 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

129 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 그림 5.1. 서로 다른 소득기준점에 대한 상대 빈곤율, 2000년대 중반 중위소득기준점 40, 50, 60%의 상대빈곤율 덴 마 크 스 체 웨 코 덴 오 스 트 리 아 노 르 웨 이 프 랑 스 아 이 슬 란 드 헝 가 리 핀 란 드 네 덜 란 드 룩 셈 부 르 크 슬 영 로 국 바 키 아 스 위 스 벨 기 에 OECD-30 뉴 질 랜 드 * 독 이 일 탈 리 아 캐 호 나 주 다 그 리 스 포 르 투 갈 스 페 인 폴 한 란 국 드 아 일 미 터 일 본 국 키 랜 드 멕 시 코 StatLink 주: 빈곤율은 전체 인구에 대한 중위 소득의 40, 50, 60% 미만의 균등화 가처분 소득을 올리는 개인의 비율로 정의된다. 각국은 왼쪽에서 오른쪽으로 가면서 50% 중위 기준점의 소득빈곤율 오름차순으로 배열했다. 사용된 소득개념은 가구 규모에 맞게 조 정한 가구가처분 소득이다. 1. 뉴질랜드의 경우 40% 기준점의 빈곤율 데이터가 나와 있지 않다. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 은 부록의 표 5.A1.1에 나와 있다. 2000년대 중반, OECD 30개 국가의 인구 중 약 6%는 중위 소득의 40%에 못 미치는 균 등화 소득을 갖고 있었는데 이 비율은 소득기준점이 중위 50%로 올라가면 11%, 60%에서는 17%로 올라간다. 이러한 상대적 소득측정은 국가간 차이가 크게 벌어지는데 기준점 40%의 경우 2%에서 13% 사이, 기준점 50%는 5%에서 18% 사이, 60% 기준점의 경우 11%에서 25% 사이로 국가간 차이가 나타난다. 이러한 차이는 분배의 양쪽 끝에 위치한 극단적 사 례 를 배제한 후에도 격차는 여전히 상당한 수준이다. 3 국가간 분산(표준편차로 측정했을 때) 은 사용된 기준점과 함께 증가한다. 사용된 기준점에 따라 대상자 비율의 절대적인 차이는 컸지만 국가 순위는 어떤 기준점을 사용했느냐에 관계없이 상당히 일관성 있게 나타났다. 4 기준점이 무엇이든 간에 상대적인 빈곤 율이 항상 가장 낮은 국가는 체코, 덴마크, 스웨덴이었고 항상 높게 나타난 국가는 미국, 터키, 멕시코였다. 빈곤율은 모든 북유럽 국가와 유럽대륙의 몇몇 국가에서는 평균 미만이었고 남부 유럽 국가와 아일랜드, 일본, 한국에서는 평균을 초과했다. 오스트리아, 덴마크, 핀란드, 뉴질랜 드, 스웨덴은 중위 50%에서 60% 사이의 소득을 가진 인구의 비율이 최소한 중위의 절반 미 만 비율과 비슷했던 반면 일본과 한국, 멕시코, 폴란드, 터키와 미국에서는 이 비율이 훨씬 낮 았다(30% 미만). 그러므로 더 높은 소득 기준점을 사용하면 후자의 국가 그룹보다는 전자의 그룹에서 빈곤층 인원수가 더 늘어날 것이다. 대상자수 비율은 각국의 빈곤층의 수(즉, 빈곤의 빈도)를 측정하는 하나의 방법이다. 또한, 빈곤층의 평균소득이 빈곤선의 어느 정도 아래에 위치 하느냐도 중요한데 이는 빈곤 기준점의 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 127

130 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 비율(즉, 빈곤격차 )로 측정한다. 이 격차(그림 5.2에 다이아몬드로 표시)는 OECD 회원국 평균이 29%이며, 벨기에, 룩셈부르크, 핀란드, 네덜란드의 약 20%부터 멕시코, 스위스, 미국 의 40%까지 분포한다. 5 일반적으로 빈곤의 발생빈도(인원수 비율)가 낮은 국가에서 빈곤격차 도 낮게 나타나지만 그 상관관계는 약한 편(0.60)이며 몇몇 예외도 있다. 즉, 노르웨이, 아이 슬란드, 그리고 특히 스위스의 경우 빈곤율이 평균 미만인데 평균을 초과하는 빈곤격차를 보이 는 반면 호주와 캐나다, 그리스, 아일랜드는 빈곤율이 평균을 초과하지만 빈곤격차는 평균 미 만이다. 각국에 빈곤인구가 몇 명이나 있는가와 이들의 소득과 빈곤선 간 격차가 얼마나 되는 가(그림 5.2의 막대 그래프)를 복합적으로 측정해보면 2000년대 중반 평균 3%로 나타나며 덴마크의 1.3%부터 멕시코의 7%까지 분포한다. 6 그림 5.2. 빈곤격차와 소득빈곤의 종합 측정값, 2000년대 중반 종합측정값*100(좌측선) 빈곤격차(우측선) 덴 마 크 스 체 웨 코 덴 핀 란 드 네 덜 란 드 룩 셈 부 르 크 헝 가 리 프 랑 스 벨 기 에 오 스 트 리 아 노 영 르 국 웨 이 슬 로 바 키 아 아 호 이 주 슬 란 드 캐 나 다 OECD-30 독 일 스 위 스 그 리 스 뉴 질 랜 드 포 르 투 갈 이 탈 리 아 아 일 랜 드 스 일 페 본 인 폴 한 터 미 란 국 키 국 드 멕 시 코 StatLink 주: 빈곤격차(오른쪽 축)는 빈곤기준점과 빈곤층의 평균소득간 거리로 계산되는데 빈곤기준점의 비율로 표현된다. 종합 측정값(왼 쪽 축)은 빈곤율과 빈곤격차의 산물이다. 각국은 (왼쪽에서 오른쪽으로) 종합 빈곤값의 오름차순으로 배열되었다. 데이터는 캐 나다(2000)만 제외하고 모든 국가에서 2000년대 중반 자료가 사용되었다. 사용된 소득 개념은 가구 가처분소득을 가구 규모를 감안해 조정한 것이다. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 1980년대 중반 이후 50% 중위소득 기준점의 빈곤 인원수 변화는 몇 가지 패턴을 보여준 다. 1980년대 중반부터 1990년대 중반까지 (그림 5.3, 왼쪽 패널) 가중치가 적용되지 않은 OECD 24개국 빈곤율 평균은 0.6 퍼센트 포인트 증가했다. 독일, 이탈리아, 네덜란드, 뉴질 랜드, 영국은 더 큰 증가폭(2에서 4포인트)을 기록한 반면 벨기에와 스페인은 빈곤율이 비 슷한 폭으로 감소했다 년대 중반부터 2000년대 중반(중간 패널)까지 십 년간 빈곤율은 대다수의 국가에서 다시 증가했는데 24개국 평균이 0.6포인트 증가해 인구의 거의 11%에 달했다. 오스트리아, 독일, 아일랜드, 일본, 룩셈부르크, 네덜란드, 뉴질랜드, 스웨덴은 증가세가 확대된 것이었고 캐나다, 덴마크, 핀란드, 스페인, 미국은 감소세에서 증가세로 돌아선 것이었다. 이 기간 동 안 그리스, 이탈리아, 멕시코, 영국만이 1포인트 가량 빈곤 인원수의 감소를 기록했다. 128 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

131 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아일랜드 이탈리아 일본 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 포르투갈 스페인 스웨덴 스위스 터키 영국 미국 OECD-24 그림 5.3. 빈곤 인원수의 변화 서로 다른 시기의 50% 중위기준점 소득빈곤율 변화 1980년대 중반부터 1990년대 중반까지 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지 누적 변화 (1980년대 중반부터 2000년대 중반까지) StatLink 주: 첫번째 패널의 데이터는 체코와 헝가리, 포르투갈의 1990년부터 1990년대 중반까지의 빈곤 인원수 변화를 나타낸다. 호주, 스 위스는 데이터가 존재하지 않는다. 두번째 패널의 데이터는 오스트리아, 벨기에, 체코, 아일랜드, 포르투갈, 스페인의 1990년 대 중반부터 2000년까지의 변화를 나타낸다(EU-SILC를 기반으로 한 2005년 데이터는 이전 데이터와 비교 불가하다). 스위스 의 경우 2000년부터 2005년까지의 비교 데이터이다. OECD-24는 전체 기간의 OECD 국가 단순 평균이다(호주와 스위스를 제 외하고 위에 나타난 모든 국가). 1980년대 중반부터 2000년대 중반까지의 전체 기간 동안 빈곤층의 수는 OECD 국가의 3 분의 2로 증가했다(벨기에와 덴마크, 프랑스, 그리스, 멕시코, 포르투갈, 스페인, 미국은 제 외). 증가폭이 가장 컸던 곳은 오스트리아, 핀란드, 독일, 룩셈부르크, 네덜란드, 뉴질랜드, 스웨덴, 영국(하위 기반에서)과 아일랜드, 일본(상위 기반에서)이었다. OECD 24개 회원국 전체적으로는 누적 증가가 약 1.2포인트(13%)였으며 각 10년간의 변화 규모는 비슷했다. 8,9 동일한 국가들에 대한 좀 더 광범위한 빈곤측정값의 변화가 의미하는 바는, 여러 기준점에 대한 빈곤층 수가 같은 방향으로 움직이기는 했지만 빈곤율과 빈곤격차상의 변화는 서로 상쇄 되는 경우가 많았다는 점이다(그림 5.A2.1 참조 ). 절대 빈곤의 변화 상기의 추정값들은 상대적 소득 빈곤 즉, 대상 기간 중 각국 중위소득의 퍼센트에 맞 춘 기준점에 대한 값이다. 그러나 몇몇 OECD 국가에서는 절대적 기준에 의존한 공식 빈곤 측정값을 갖고 있는데 대체로 최저 생활수준을 보장하는데 필요한 재화와 서비스 범위의 비용과 시간의 흐름에 따른 가격 변화를 지수화한 형태이다(예: 미국). 절대적 기준점의 사용이 국가별 비교를 방법론적으로 어렵게 만들긴 하지만(Förster, 1994), 절대적 빈곤 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 129

132 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 이 시간의 흐름에 따라 어떻게 변화했는지를 보여줄 수 있는 한 가지 방법은 최근 연도 중 실 질적으로 변하지 않은 기준 연도의 상대적 기준점을 사용하는 것이다 년대 중반 중위 소득의 50% 기준점을 근거로 한 이러한 측정값을 보면 상대적인 소득빈곤이 증가할 때라고 해도- 대부분의 OECD 국가에서는 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지 절대빈곤이 상당 히 감소했다(그림 5.4)는 점을 알 수 있다. 평균적으로 이 정보가 나와 있는 OECD 15개 회 원국에서 절대빈곤율은 지난 10년간 약 40%가량 감소했고 이 기간 중에 경제적 변화와 강력 한 경제성장을 경험한 국가들(그리스와 헝가리 등)에서는 감소폭이 컸고(60% 이상) 독일에서 만 2000년경부터 증가했다. 11 빈곤에 대한 주관적인 인식이 사회의 실제 빈곤 규모(절대빈곤 율이나 상대빈곤율로 측정)에 어느 정도까지 영향을 받는가는 계속해서 논란이 되고 있지만 어떤 경우이건 이러한 태도가 해당 빈곤층에게는 중요하며 빈곤감소 프로그램의 예산지원에 유권자들이 표를 던지도록 하는 데에도 영향을 미치는 것은 분명하다(박스 5.1). 그림 5.4. 절대 빈곤 의 추이 1990년대 중반 중위소득의 절반에 설정된 기준점을 이후에도 실질적으로 일정하게 유지, 1990년대 중반 = 년대 중반 헝 가 리 그 리 스 영 국 노 르 웨 이 호 주 핀 란 드 룩 셈 부 르 크 프 랑 스 OECD-15 이 탈 리 아 스 웨 덴 덴 마 크 멕 시 코 뉴 질 랜 드 미 국 독 일 StatLink 주: 왼쪽에서 오른쪽으로 1990년대 중반 수준으로부터 절대빈곤 이 감소된 오름차순으로 나열. (예를 들어 헝가리의 경우 2000susseo 중반의 절대 빈곤은 1990년대 중반 수준의 30%에 불과하나 독일은 그 수준을 13% 초과) 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 여러 인구 집단의 빈곤위험 한 국가 내에서 빈곤위험은 개인과 가구의 특성에 따라 다양하며 시간이 흐르면서 이동한 다. 이러한 이동 중에서 가장 두드러진 것은 노인층으로부터 청년층으로의 이동이었다. 평균적 으로 그림 5.5의 왼쪽 패널에서 다룬 23개 OECD 회원국 평균- 75세 이상 노인들의 빈곤 위험은 1980년 중반 인구 평균의 거의 두 배 수준에서 2000년대 중반 1.5배 수준으로 감소 했다. 66세부터 75세까지의 인구집단의 경우 이 위험은 아동 및 청년의 빈곤 위험보다 낮은 수준이다 년대 초 멈춘 것으로 보였던(Förster and Mira d Ercole, 2005) 이러한 추세는 수년 전부터 다시 시작되었다. 노인의 빈곤위험 감소는 OECD 몇몇 국가의 경우에는 1970년대 중반부터의 변화를 보면(오른쪽 패널) 더욱 큰 폭으로 나타났다. 일반적으로 50세 이상 모든 연령집단의 빈곤위험은 감소한 반면 50세 미만의 빈곤위험은 증가했다. 2005년까 130 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

133 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 지 어린이와 청년들의 빈곤율은 인구 평균을 초과한 약 25%에 달한 반면 20년 전에는 어린이 의 경우 평균에 가까웠고 청년층은 평균을 밑돌았다. 13 박스 5.1. 빈곤에 대한 주관적인 인식 개인과 가족이 빈곤에 대해 갖는 부담은 빈곤의 규모에만 달려 있는 것이 아니라 사회의 다른 구성원들이 빈 곤의 성격을 어떻게 보느냐, 특히 빈곤을 개인적인 인식의 결과로 보느냐 사회 구성의 일부분으로 보느냐에 도 달려 있다. 아래 도표는 사람들이 가난한 이유가 나태나 의지부족으로 인한 것이라는 응답한 비율과 사회 가 불공평하기 때문이라고 응답한 비율을 보여주고 있다. 일반적으로 빈곤이 게으름을 반영한다고 믿는 응답 자들의 비율은 북유럽국가와 유럽대륙 국가보다는 아시아와 앵글로 색슨 국가에서 높게 나타났다. 이러한 국 가적 차이 외에도 빈곤에 대한 인식의 차이는 각 국가 내에서도 시간이 흐름에 따라 변화했다. Paugman and Selz(2005)에 따르면 실업률이 높아서 일자리를 잃을 위험에 노출된 사람들이 많을 때는 빈곤이 게으름 때문이라고 보는 사람들이 적었다. 또한, 최근 몇 년간 대부분의 유럽 국가에서는 빈곤의 이유를 나태 에 서 찾은 사람들이 늘어나는 추세였다. 빈곤의 이유에 대한 응답 비율 게으름 불공평한 사회 모름 독 일 스 페 인 스 웨 덴 터 키 핀 란 드 멕 시 코 출처: 1990년대 중반까지의 세계가치관 조사(World Value Survey) 폴 란 드 노 르 웨 이 일 본 호 주 미 국 한 국 StatLink 가구 내의 구성원들은 자원을 똑같이 공유한다고 가정하고 있기는 하지만 빈곤율은 성별에 따라서도 달라진다. 여성의 빈곤율은 평균적으로 남성보다 약 1포인트 높고(이보다 낮은 국가 는 헝가리, 뉴질랜드, 폴란드) 호주, 독일, 그리스, 아일랜드, 이탈리아, 일본, 한국, 미국에서는 2포인트 이상 높다. 이러한 성별에 따른 빈곤율 차이는 개인의 연령에 밀접하게 연관되어 있다 (그림 5.6). 여성들은 배우자 사망 후 혼자 사는 확률이 높으며 생산가능연령 중 연금 수급 권을 확보한 여성들이 적기 때문에 여성노인이 빈곤해질 확률은 동일 연령의 남성보다 3분의 1 가량 높다. 한부모 가정을 이끄는 여성들이 많아지면서 장년 여성의 빈곤위험 역시 남성보다 높은데 41세부터 50세까지의 연령집단만 예외이다. 대조적으로 18세 미만 여성들의 경우는 동일 연령의 남성들보다 빈곤위험이 높지 않다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 131

134 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 그림 5.5. 연령별 상대적 빈곤 위험, 1970년대 중반부터 2000년대 중반까지, OECD 평균 매년 전체 인구의 빈곤율 = 년대 중반 1980년대 중반 2000년경 1980년대 중반 2000년경 1990년대 중반 2000년대 중반 1990년대 중반 2000년대 중반 OECD 23개국 OECD 7개국 18 세 미 만 초 과 18 세 미 만 초 과 StatLink 주: 상대적 빈곤위험은 연령별 빈곤율을 전체인구의 빈곤율로 나눈 후 100을 곱한 것이다. 빈곤 기준점은 전체 인구 중위소득의 50%로 맞췄다. OECD-23은 전체 OECD 국가 중 호주, 벨기에, 아이슬란드, 한국, 폴란드, 슬로바키아, 스위스를 제외한 국가 의 평균빈곤율이다. OECD-7은 캐나다, 핀란드, 그리스, 네덜란드, 스웨덴, 영국, 미국의 평균이다. 1980년대 중반 데이터는 체코, 헝가리, 포르투갈은 1990년 경을 의미하며 2000년대 중반 데이터는 오스트리아, 벨기에, 체코, 아일랜드, 포르투갈, 스 페인은 2000년 데이터를 의미한다(이들 국가는 EU-SILC에 기반한 2005 데이터가 이전 데이터와 비교불가하다). 현금소득 기 준 데이터(이에 대한 설명은 영향은 주 12 참조). 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 그림 5.6. 남성과 여성의 연령별 상대빈곤위험, OECD 평균, 2000년대 중반 전체 인구의 빈곤율 = 100 남성 여성 세 초과 StatLink 주: 상대빈곤율은 남성과 여성의 연령별 빈곤율을 전체 인구의 빈곤율로 나눈 후 100을 곱한 것이다. 빈곤 기준점은 전체 인구 중 위소득의 50%에 맞춰져 있다. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 132 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

135 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 Ⅲ. 빈곤의 특성 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 133 가구 유형에 따른 빈곤위험 차이는 무엇이 있을까? 일반적으로 자녀가 있는 가구는 자녀가 없는 가구에 비해 빈곤위험이 확연히 높지는 않다(자녀 있는 가구 10.6%, 무자녀 가구 10% 약간 상회). 그리고 OECD 회원국 중 3분의 1은 이러한 위험이 훨씬 낮다. 특히 호주와 한국, 북유럽 4개국이 그렇다. 폴란드와 터키, 그리고 정도가 덜하긴 하지만 체코와 이탈리아, 룩셈 부르크는 자녀 있는 가구의 경우 빈곤층으로 전락할 위험이 훨씬 높았다. 자녀가 없는 가구의 경우 일반적으로 1인 가구의 빈곤율이 훨씬 높아서 평균보다 두 배가량인 22%를 기록했다. 한 부모 가정에서 사는 이들의 빈곤율은 자녀가 있는 모든 가구의 평균보다 세 배가 높았으며 OECD 회원국 중 3분의 1에서는 40%를 초과했다(그림 5.7). 그림 5.7. 가구 유형별 빈곤율, 2000년대 중반 전체가구 독신가구 % 무자녀 가구 체 코 스 위 스 룩 셈 부 르 크 네 덜 란 드 슬 로 바 키 아 헝 가 리 아 이 슬 란 드 스 웨 덴 프 랑 스 오 스 트 리 아 영 국 덴 마 크 뉴 질 랜 드 벨 기 에 이 탈 리 아 독 일 폴 란 드 터 키 OECD-30 노 르 웨 이 핀 란 드 캐 나 다 포 르 투 갈 그 리 스 스 페 인 호 주 멕 시 코 아 일 랜 드 일 본 미 국 한 국 유자녀 가구 덴 마 크 스 웨 덴 노 르 웨 이 핀 란 드 오 스 트 리 아 스 위 스 프 랑 스 아 이 슬 란 드 헝 가 리 체 코 영 국 벨 기 에 네 덜 란 드 한 국 슬 로 바 키 아 호 주 룩 셈 부 르 크 OECD-30 그 리 스 일 본 뉴 질 랜 드 캐 나 다 독 일 아 일 랜 드 포 르 투 갈 이 탈 리 아 스 페 인 미 국 폴 란 드 멕 시 코 터 키 StatLink 주: 국가는 왼쪽에서 오른쪽으로 무자녀 가구(위쪽 패널)와 유자녀 가구(아래쪽 패널)의 빈곤율 오름차순으로 배열되었다. 데이터는 가장의 연령에 관계없이 모든 가구를 의미한다. 빈곤 기준점은 전체 인구 중위소득의 50%에 맞춰져 있다. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산.

136 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 가구유형별 빈곤위험 변화는 크지 않았고 주로 독신가구에 국한되어 있었다. 평균적으로 대부분의 OECD 국가에서 무자녀 부부의 빈곤위험은 전체 인구의 절반 정도인 반면 유자녀 부 부의 경우 평균보다 약간 아래였다. 역으로 한 부모 가정의 부모는 빈곤층으로 떨어질 확률이 평균보다 약 세배 높았으며 지난 10년간 큰 변화가 없었다. 무자녀 독신의 상황은(생산가능연 령과 은퇴연령 모두) 지난 10년간 개선되었다. 생산가능연령 인구의 빈곤: 근로의 역할 OECD 회원국에서 생산가능연령 인구의 9% 가량은 가구가처분 소득이 2000년대 중반 50% 기준점에 못 미치는데 이 비율은 지난 10년간 0.6 포인트 증가한 비율이다. 빈곤율은 최 근 OECD 일곱 개 국가에서만 감소했으며 그것도 아주 약간 감소했을 뿐이다. 이 집단에 속하 는 사람들 간의 빈곤율은 여러 요소에 따라 달라지지만 가장 중요한 요소는 가구 구성원들이 급여소득이 있는 일자리를 가지고 있는지 여부이다. 표 5.1은 생산가능연령의 가구주가 있는 가구에 속하는 사람들 중 일하는 사람이 하나도 없는 가구에 속한 이들은 평균 36%의 빈곤율 을 보였는데 이것은 한 명의 근로소득자가 있는 가구보다 거의 세 배가 높은 수치이며 두 명 이상의 근로자가 있는 가구보다는 12배가 높은 수치였다. 근로자가 한 명도 없는 가구의 빈곤 율은 호주와 캐나다, 아일랜드, 한국, 미국의 경우 50%를 초과했으나 덴마크, 헝가리, 룩셈부 르크, 스위스, 터키는 20% 미만이었다. 뿐만 아니라 지난 10년간 근로자 없는 가구의 빈곤율 은 상당히 증가했는데(OECD 평균보다 3퍼센트 포인트 증가) 한 명의 근로자가 있는 가구의 경우 증가세가 훨씬 덜(1.6포인트)했고 두 명 이상의 근로자가 있는 가구의 경우 거의 같은 수준이었다. 근로자가 있는 가구는 그렇지 않은 가구보다 빈곤율이 낮기 때문에 생산가능연령 인구의 고용률이 높은 국가 역시 같은 집단과 비교해 낮은 빈곤율을 기록하는 경향이 있다(그림 5.8 의 왼쪽 패널). 물론 국가별로 차이가 크다. 일본이나 미국 등 일부 국가에서는 고용률도 높고 빈곤율도 평균이상인데 헝가리의 경우는 그 반대이다. 생산가능연령의 가구주를 둔 가구의 빈곤감소에 소득을 창출할 수 있는 일자리가 효과를 발휘한다는 사실은 일자리의 유형, 즉, 전일제인지 파트타임인지를 봐도 확실히 드러난다. 성인 이 1명인 가구(자녀가 있는 가구와 없는 가구 모두의 경우)의 경우, 실업 가구 구성원들의 46%가 평균 50% 기준점에 못 미치는 소득을 갖고 있다. 이 비율은 이들 가구의 성인이 파트 타임 일자리를 갖고 있을 경우 28%로 낮아지고 전일제 일자리인 경우 8%로 낮아진다. 부부 가 살고 있는 가구 거주자들의 경우, 가족 중 아무도 일자리가 없을 때에는 33% 가량이 50% 빈곤선 미만의 소득을 기록했다. 그러므로 빈곤율은 독신보다는 실업상태의 부부가 더 낮았으 며 자녀가 있을 경우 특히 그러한데 이는 좀 더 후한 실업 급여가 제공되고 있음을 반영한다. 빈곤율은 가족 중 한 명이 파트타임으로 일하는 경우 19%로, 최소 한 명이 전일제로 근무할 경우 4% 정도로 떨어진다. 근로소득이 발생하는 일자리를 갖는 것이 빈곤감소에 중요하긴 하지만 근로자가 있는 많은 가구가 50% 빈곤선 미만의 소득을 갖고 있는 것도 사실이다. 평균적으로 근로자가 있는 가구 에 거주하는 사람들은 소득이 있는 빈곤층 income poor의 60% 가량을 차지하고 있으며 이 비율은 호주와 노르웨이의 25%부터 일본, 그리스, 룩셈부르크, 터키, 아이슬란드, 멕시코의 80% 이상 까지 분포해있다(그림 5.9). 이러한 빈곤 가구의 대부분이 한 명의 근로자만을 갖고 있지만 두 명 이상의 근로자가 있는 가구도 평균적으로 모든 소득 빈곤층의 17%에 달하며 일본과 터키, 134 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

137 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 135

138 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 그림 5.8. 빈곤율과 고용률, 2000년대 중반 생산가능연령 인구 아동과 유자녀 여성 빈곤율, 생산가능 인구, % 아동의 빈곤율, % 고용률, 생산가능 인구, % 유자녀 여성들의 고용률, % StatLink 주: 빈곤 기준점은 전체인구 중위소득의 50%에 맞춰져 있다. 2003년 생산가능연령 인구의 고용률; 2002년 유자녀 여성들의 고용 률. 출처: OECD 소득분배 설문을 기준으로 계산. 그림 5.9. 가구당 근로자 수에 따른 빈곤층 인구 비중, 2000년대 중반 생산연령 가구주를 둔 가구에 거주하는 빈곤층 인구의 비율 (퍼센트) 근로자 없음 근로자 1명 근로자 2명 이상 노 호 영 독 체 르 주 국 일 코 웨 이 벨 기 에 아 일 랜 드 헝 가 리 슬 로 바 키 아 핀 란 드 오 스 트 리 아 프 랑 스 덴 마 크 네 덜 란 드 OECD-30 뉴 질 랜 드 캐 나 다 이 한 탈 국 리 아 폴 미 란 국 드 스 웨 덴 스 체 페 코 인 포 일 르 본 투 갈 그 리 스 룩 터 셈 키 부 르 크 아 이 슬 란 드 멕 시 코 StatLink 주: 빈곤기준점은 전체인구 중위소득의 50%에 맞춰짐. 국가는 왼쪽에서 오른쪽으로 가면서 근로자 없는 가구에 거주하는 빈곤인 구 비율의 오름차순으로 나열. 스위스 데이터는 무자녀 가구를 의미. 출처: OECD 소득분배 설문을 기준으로 계산. 아이슬란드와 스위스에서는 3분의 1이 넘는다. 이렇게 국가간 차이가 심한 것은 부분적으로는 각 출처마다 근로자 를 정의하는 방식이 다르기 때문이기도 하지만, 유급 일자리에 대한 접 근성 외의 다른 요소들 연간 근로일수와 지급받는 시급 등이 불충분한 경제적 자원의 위험에 기여하고 있음을 나타내기도 한다. 실제로, 법정 최저임금이 적용되는 OECD 18개국 중 2005 년 일하지 않는 배우자를 둔 최저임금 근로자의 순소득이 두 자녀 가정을 빈곤으로부터 지킬 136 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

139 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 수 있을 수준에 있는 국가는 8개국(룩셈부르크, 체코, 일본, 뉴질랜드, 폴란드, 아일랜드, 호주) 에 불과한 것으로 나타났다(OECD, 2007). 14 유자녀 가정의 빈곤: 여성의 고용과 자녀수 2000년대 중반, 여덟 명의 어린이 중 한 명꼴로 (12.4%) 균등화소득이 50% 중위 기준점 아래인 가정에서 거주하고 있었으며 자녀가 있는 가구에 거주하는 사람들(즉, 성인 구성원 포 함)의 경우는 그 비율이 약간 낮았다. 이 두 비율 모두 지난 10년간 인구 전체에 대한 비율보 다 더 많이 증가했다. 아동빈곤은 오스트리아와 독일, 룩셈부르크와 터키의 경우 4포인트 이상 증가한 반면 호주, 벨기에, 헝가리, 미국에서는 약간 감소했고 이탈리아, 멕시코, 영국에서는 감소폭이 좀 더 컸다. 표 5.2와 같이 생활방식과 부모의 고용상태는 둘 다 아동의 빈곤위험에 영향을 미친다. 한 부모와 동거하는 아동들은 부모 모두와 함께 거주하는 아동들에 비해 빈곤 확률이 높으며 이 는 부모가 근로를 하건 안하건 마찬가지이다. 물론 일부 예외도 있고 차이가 항상 큰 것은 아 니다. 반대로 부모가 고용상태인 아동들은 실업가구의 아동들보다 빈곤율이 훨씬 낮다. 한부모 가정의 경우 실업 가구에 거주하는 이들의 빈곤율은 근로자가 있는 가구의 실업률보다 2.6배 높다(그림 5.10의 위쪽 패널). 유자녀 부부의 경우, 실업가구의 빈곤율은 근로자가 1명인 가구 보다 세 배 높으며 두 명 이상의 근로자가 있는 가구보다는 12배 높다(아래쪽 패널). 근로소 득이 있는 여성들의 비율이 높은 OECD 국가는 아동의 빈곤율도 낮게 나타나고 있다(그림 5.8의 오른쪽 패널). 빈곤층으로 전락하는 위험은 가구별 자녀수에도 영향을 받는다. 일반적으로 빈곤율은 자녀 수와 같이 증가하는데 물론 예외는 있다(표 5.2의 마지막 세 개 열). 일반적으로 두 자녀를 둔 가정의 빈곤율은 한 자녀 가정보다 약간 높을 뿐이다. 그러나 빈곤율은 세번째(혹은 그 이상 의) 자녀가 생기면 훨씬 크게 증가하는데 특히 아일랜드, 멕시코, 폴란드, 영국, 미국에서 그러 하다. 역으로 호주와 오스트리아, 북유럽 국가에서는 크게 증가하지 않았다. 자녀수와 함께 증 가하는 빈곤율의 일반적인 패턴은 어느 정도는 여기에서 사용된 가구 규모에 대한 가구 욕구 의 신축성이라는 자의적 성격을 반영하고 있기는 하지만(즉, 가족이 한 명 늘어날 때마다 가구 의 욕구는 더 크게 증가), 증가하는 자녀비용 때문에 대가족에 대해서는 가정 경제에 제한이 가해진다는 사실 역시 반영할 수 있다. 노인층의 빈곤: 생활방식과 근로소득의 영향 노인층(65세 초과인구) 빈곤에서 나타나는 최근의 추세는 다른 연령집단의 빈곤 추세와 대 조를 이룬다. 평균적으로 노인층의 빈곤율은 약간 감소했고(0.5 퍼센트 포인트), 이는 은퇴연 령 가구주를 둔 가구에 거주하는 인구의 경우와 비슷한 감소폭이다. 그러나 이러한 양상은 국 가별로 다양하다. 다섯 개 국가에서(오스트리아, 체코, 그리스, 노르웨이, 터키) 소득빈곤의 감 소가 특히 두드러졌고(5포인트 이상) 호주, 핀란드, 스웨덴, 스위스, 그리고 특히 아일랜드에서 상당한 증가가 기록되었다. 많은 OECD 국가에서는 최근 실질적인 은퇴연령이 높아졌다. 그러나 일하는 노인의 비율 (또는 근로하는 구성원과 거주하는 노인의 비율)은 27%로 지난 10년간 상당히 안정적으로 유 지되어 왔다. 일하는 노인가구의 빈곤율은 그렇지 않은 가구보다 훨씬 낮은데(각각 7%와 17%, 표 5.3) 특히 호주와 프랑스, 독일, 그리스, 아일랜드, 이탈리아, 노르웨이, 포르투갈, 영 국에서 차이가 심했다. 오스트리아와 핀란드, 네덜란드, 뉴질랜드, 폴란드의 경우 차이가 훨씬 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 137

140 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 작았고 터키의 경우 일하지 않는 노인 가구의 경우 일하는 가구보다 오히려 빈곤율이 낮았다. 표 5.2. 가구 특성별 아동 빈곤율 및 자녀가 있는 가구 빈곤율 2000 년대 중반 아동빈곤 1990 년대 중반 이후 포인 트 변화 레벨, 2000 년대 중반 퍼센트 유자녀 가구 빈곤 전체 싱글 커플 자녀수 1995 년부 터의 변화 일하 지 않음 일함 근로 자 없음 레벨, 2000년대 중반 근로 자 1명 근로 자 2명이 상 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 [..] 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 [..] 일본 한국 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 [..] [..] 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 터키 영국 미국 OECD 명 2명 3명 이상 StatLink 주: 빈곤 기준점은 전체 인구 중위소득의 50%로 설정했다. 변화 데이터는 오스트리아, 벨기에, 체코, 아일랜드, 포르투갈, 스페인 (2005년의 EU-SILC 기준 데이터가 이전 자료와 비교불가)의 경우 1990년대 중반부터 2000년경까지의 기간을 의미하고 스위 스의 경우 2000년부터 2005년까지의 변화를 의미한다. [..]는 표본 크기가 너무 작음을 의미한다. 데이터는 현금 소득 기준이 다(이에 대한 설명은 주 13 참조). 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 생활방식 역시 노인층의 빈곤위험에 영향을 미친다. 독거노인들은 남편과 사별한 여성노인 의 경우가 많은데 소득이 가족들과 동거하는 노인들에 비해 중위소득 50% 미만일 확률이 훨 씬 더 높다. 독거노인들의 빈곤율은 호주와 아일랜드, 일본, 한국, 멕시코, 미국 등 공적연금이 제한적인 국가에서는 40%를 넘어선다. 그러나 여러 명이 동거하는 가구보다 독거노인들의 빈 곤율이 훨씬 큰 폭으로 감소했다. 138 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

141 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 Ⅲ. 빈곤의 특성 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 139 그림 근로자가 있는 가구와 비교해 실업 가구의 빈곤율, 2000년대 중반 한 부모 가구 멕 시 코 일 본 한 국 아 이 슬 란 드 터 키 뉴 질 랜 드 룩 셈 부 르 크 독 일 네 덜 란 드 스 페 인 미 국 OECD-27 헝 가 리 캐 나 다 슬 로 바 키 아 스 웨 덴 폴 란 드 아 일 랜 드 프 랑 스 벨 기 에 그 리 스 오 스 트 리 아 덴 마 크 영 국 노 르 웨 이 체 코 핀 란 드 호 주 근로자 1인가구의 자녀 있는 커플 대비 (왼쪽 축) 2인 근로자 가구의 자녀 있는 커플 대비 (오른쪽 축) 자녀 있는 커플 터 키 포 르 투 갈 룩 셈 부 르 크 그 리 스 아 이 슬 란 드 폴 란 드 멕 시 코 뉴 질 랜 드 스 웨 덴 핀 란 드 OECD-29 스 페 인 미 국 이 탈 리 아 헝 가 리 벨 기 에 아 일 랜 드 캐 나 다 슬 로 바 키 아 덴 마 크 영 국 프 랑 스 체 코 일 본 네 덜 란 드 호 주 한 국 노 르 웨 이 오 스 트 리 아 독 일 StatLink 주: 빈곤위험은 비근로 가구의 빈곤율을 근로 가구의 빈곤율로 나눈 것으로 정의. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 가구단위세금과 공적현금지원이 소득빈곤감소에 미치는 역할 모든 OECD 국가에서 공적 현금지원과 가구단위 세금은 빈곤을 크게 감소시킨다. 이를 알 수 있는 한 가지 방법은 가처분소득 기준의 빈곤율(지금까지 사용된 소득 개념)과 시장소득 기준의 빈곤율 간 차이를 살펴보는 것이다. 15 그림 5.11의 왼쪽 패널은 빈곤감소에 세금과 현 금 지원이 수행하는 역할의 국가간 차이를 보여주고 있다. 포인트 차이는 한국, 스위스, 미국의 10포인트 미만에서부터 벨기에와 프랑스의 23퍼센트 포인트 이상까지 다양하다. 한편 가구단 위세금과 공적 현금지원을 조합한 결과 나타나는 빈곤 인원수의 비율 차이는 한국의 12%부터 덴마크와 스웨덴의 80% 사이로 나타나며 평균 60%를 약간 상회한다. 이렇게 공적 현금지원 과 가구단위세금의 빈곤감소 효과가 국가별로 크게 차이나는 현상과, 가처분소득빈곤과 순 공

142 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 표 5.3. 가구 특성별 노인빈곤율과 은퇴연령 가장을 둔 가구에 거주하는 이들의 빈곤율 은퇴연령인구의 빈곤 2000년대 중반 1990년대 중반 이후 포인트 변화 2000년대 중반 은퇴연령 가구주를 둔 가구의 빈곤 전체 근로함 근로하지 않음 독신 부부 1990년대 중반 이후 2000년 포인트 대 중반 변화 1990년 대 중반 이후 포인트 변화 2000년대 중반 1990년대 중반 이후 포인트 변화 2000년대 중반 1990년대 중반 이후 포인트 변화 2000년대 중반 1990년대 중반 이후 포인트 변화 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 [..] [..] 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 [..] [..] 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 [..] [..] 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 [..] [..] 스페인 스웨덴 스위스 [..] [..] [..] [..] 터키 영국 미국 OECD StatLink 주: 빈곤기준점은 전체 인구 중위소득의 50%로 설정되어 있다. 2000년대 중반 데이터는 일본과 스위스의 경우 2000년경의 데이 터를 의미한다. 변화 데이터는 오스트리아, 벨기에, 체코, 덴마크, 프랑스, 아일랜드, 포르투갈, 스페인(EU-SILC를 기준으로 한 2005년 데이터가 이전 연도 데이터와 비교 불가한 국가들)의 경우 1990년대 중반부터 2000년경까지를 의미한다. [..]는 표본 의 크기가 너무 작은 경우를 의미한다. 자료는 현금소득을 기준으로 한다(이에 대한 설명은 주 13 참조). 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 적이전의 빈곤감소 효과 간에 상당한 부(-)의 상관관계가 나타나는 것은, 시장소득빈곤이 높 은 국가라고 해서 꼭 최종 소득 기준으로 빈곤이 심한 국가는 아님을 의미한다. 가구단위세금과 공적이전이 빈곤감소에 수행하는 역할 또한 시간이 흐르면서 변화했다. 그 림 5.11의 패널 B는, 자료가 나와 있는 OECD 17개국에서 평균적으로 순 공적이전이 빈곤을 어느 정도 감소시켰는지에 관한 변화를 보여주고 있는데 1980년대 중반부터 1990년대 중반 까지 시장소득빈곤이 크게 증가했음을 (21%에서 26%로) 나타내고 있으며 이것은 세금과 이 전의 더 큰 빈곤감소 효과(61%에서 65%로)에 의해 부분적으로만 상쇄되었다. 반대로 1990 년대 중반부터 2000년대 중반까지는 시장소득빈곤이 증가세를 멈추었고 가구단위세금과 공적 140 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

143 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 이전의 빈곤감소 효과(63%)는 1980년대 중반 수준으로 하락하여 가처분소득기준의 더 높은 빈곤율로 이어졌다. 모든 OECD 국가에서 세금과 이전소득에 의해 달성된 시장소득빈곤의 감소는 인구집단별 로, 그리고 시간이 흐르면서 큰 차이를 보인다. 이것은 그림 5.12에 잘 나타나 있다(대각선 위 쪽의 국가들은 순이전소득의 빈곤감소 효과의 감소를 기록한 국가들이다). 공적 연금의 중요성 때문에 은퇴연령의 인구가 이 영향을 훨씬 크게 받으며 대부분의 국가에서 80%에서 100% 사이였지만 아일랜드와 핀란드(기업 연금이 공적이전으로 분류되지 않는 국가), 프랑스와 포르 투갈, 호주, 일본, 미국의 경우 더 낮았다. 지난 10년간 이러한 영향의 규모 변화는 미미했는데 아일랜드와 핀란드만 예외였다. 그림 전체 인구의 빈곤감소에 세금과 이전소득이 미치는 영향, 2000년대 중반 및 1980년대 중반부터의 변화 스웨덴 체코 덴마크 프랑스 벨기에 룩셈부르크 노르웨이 오스트리아 슬로바키아 네덜란드 영국 OECD-25 독일 이탈리아 아이슬란드 폴란드 뉴질랜드 핀란드 호주 포르투갈 아일랜드 스위스 캐나다 일본 미국 한국 포인트 차이 퍼센트 차이 A. 개별 국가의 빈곤감소 영향 B. 빈곤감소 영향의 평균 변화 가처분 소득에 대한 빈곤율, % 시장소득에 대한 빈곤율, % StatLink 주: 패널 A에서는 국가가 빈곤감소 비율의 내림차순으로 나열되어 있다. 패널 B에서는 데이터가 그림 5.3.에 나타난 OECD 17개 국의 단순평균을 나타낸다(오스트리아, 아이슬란드, 아일랜드, 한국, 룩셈부르크, 슬로바키아, 스위스 제외). 2000년 중반 데이 터는 벨기에와 체코, 덴마크, 프랑스, 아일랜드, 포르투갈(EU-SILC 기준 2005년 데이터가 이전 연도 데이터와 비교 불가한 국 가들)의 경우 2000년 자료를 가리킨다. 빈곤기준점은 전체 인구 중위 가처분소득의 50%로 설정되어 있다. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 141

144 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 그림 서로 다른 집단에서 빈곤감소에 순이전소득이 미치는 영향 빈곤율 감소 비율, 1990년대 중반과 2000년대 중반 아동 인구 생산가능연령 인구 은퇴연령 인구 1990년대 중반, % 1990년대 중반, % 1990년대 중반, % 2000년대 중반, % 2000년대 중반, % 2000년대 중반, % 편부모 일하지 않는 편부모 실업가구 1990년대 중반, % 1990년대 중반, % 1990년대 중반, % 2000년대 중반, % 2000년대 중반, % 2000년대 중반, % StatLink 주: 가구세금과 정부현금이전이 빈곤감소에 미치는 영향은 시장소득기준 빈곤율과 가처분소득 기준 빈곤율간의 차이로 측정되며 기준점은 전체 인구 중위 가처분 소득의 50%이다. 1990년대 중반 데이터는 스위스와 영국의 경우 2000년 데이터를 의미한다. 2000년대 중반 데이터는 벨기에, 체코, 아일랜드, 포르투갈(EU-SILC 기준 2005년 자료가 이전 연도 자료와 비교 불가한 국가 들)의 경우 2000년 자료를 의미한다. 출처: OECD 소득분배 설문자료에 근거하여 계산. 세금과 이전소득의 빈곤감소효과는 생산가능연령 인구의 경우 훨씬 작았고(노인층과 비교 해 평균 3분의 2), 아동의 경우 그 정도가 훨씬 컸다(노인층의 약 57%). 양쪽 연령집단 모두 세금과 이전소득이 빈곤감소에 미치는 영향은 대부분의 OECD 국가에서 시간이 흐르면서 감소 했는데 아동층보다는 생산가능연령 인구의 감소폭이 컸다. 16 아동 집단의 감소는 아일랜드에서 특히 두드러졌고 (데이터가 2000년 자료에 국한), 뉴질랜드와 핀란드, 스웨덴도 마찬가지였다 (마지막 두 국가는 매우 높은 수준에서 감소). 한편 이탈리아, 영국에서는 증가했으며 정도는 덜했지만 호주와 미국에서도 감소했다. 다른 인구집단의 경우를 살펴보면 역시 국가간 차이가 크다는 사실을 알 수 있다. 물론 양 상은 일부 국가의 작은 표본크기에 의해 영향받을 수 있다. 편부 또는 편모의 경우 빈곤감소에 순공적이전이 미치는 영향은 북유럽 국가에서 가장 컸고 이탈리아, 일본, 포르투갈, 미국의 경 우 가장 높았으며 지난 10년간 대부분의 국가에서 감소했는데 독일은 예외였다. 이렇게 국가 간에 큰 차이가 나타나는 것은 부분적으로는 보조금에 의존하기보다는 일을 하는 편부나 편모 의 비율 차이가 있기 때문이다. 모든 국가에서 일하지 않는 편부모의 빈곤감소에 순이전소득이 142 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

145 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 미치는 영향은 전체적인 편부모의 경우보다 높았는데 지난 십년간 대다수의 국가에서 그 정도 는 약화되었다. 일반적으로 실업가구에 거주하는 이들의 경우 (편부모 또는 기타), 빈곤감소에 순이전소득이 미치는 영향은 호주와 캐나다, 프랑스, 일본, 미국에서 가장 낮았고 더 큰 감소 (70% 이상)는 체코, 덴마크, 스웨덴에 국한되어 있다. 17 이렇게 순공적이전이 빈곤감소에 미치는 영향에 있어 국가별로 차이가 난다는 사실은 부분 적으로는 전반적인 규모를 반영하고 있으며, 일반적으로 소득 하위층은 세금을 거의 내지 않기 때문에 가구에 지원되는 가는 현금 이전의 규모도 반영하고 있다. 빈곤감소에 미치는 영향은 이들 프로그램의 성격과 수혜자들의 성격에 따라서도 달라진다. 그림 5.13은 사회적 현금이전 cash social transfers(공적 이전과 의무적인 사적 이전)을 GDP 비율로 (가처분소득)빈곤율과 대비 하여 보여주고 있는데 생산가능연령 및 은퇴연령 인구를 분리하여 중위소득의 절반으로 설정 한 기준점을 근거로 하고 있다. 왼쪽의 패널은 두 개의 변수 간에 상당한 부(-)의 관계가 있 음을 보여주는데 생산가능연령의 사람들에게 더 많은 사회적 이전을 지출하는 국가들이 더 낮 은 빈곤율을 달성하고 있다. 한편 사회적 지출의 수준이 높은 국가간에도 빈곤율은 크게 다르 게 나타난다. 18 노인층의 경우 유사한 상관관계가 나타나지 않는다. 이러한 패턴은, 대부분의 OECD 국가에서 노령 연금의 근로소득 연계 속성을 반영하고 있기도 하지만, 지출의 방향을 연금프로그램에서 저소득층 생산가능연령 인구와 그 자녀들을 위한 프로그램으로 전환하면 더 큰 빈곤감소를 달성할 수 있다는 사실도 보여주고 있다. 그림 생산가능연령 및 은퇴연령 인구의 빈곤율과 사회적 지출, 2000년대 중반 생산가능연령 인구 은퇴연령 인구 빈곤율, % 빈곤율, % 생산가능연령인구를 위한 사회적 지출, GDP 대비 % 노인인구를 위한 사회적 지출, GDP 대비 % StatLink 주: 중위가구가처분소득의 절반이라는 기준점에 기반한 빈곤율. 사회적 지출은 공적 현금 지출과 의무적인 사적 현금 지출을 둘 다 포함(즉, 현물 서비스는 제외). 생산가능연령 인구를 위한 사회적 지출은 무능력, 가족, 실업, 주거비 및 기타(즉, 사회부조) 프 로그램을 위한 지출의 합계로 정의된다. 은퇴연령 인구를 위한 사회적 지출은 노령급여 및 유족급여 지출의 합계이다. 사회적 지출은 요소비용으로 GDP의 몇 퍼센트 식으로 표현된다. 빈곤율에 관한 데이터는 모든 국가에서 2000년대 중반 자료를 의미 한다. 사회적 지출 자료는 터키(1999년)를 제외한 모든 국가에서 2003년 자료를 의미한다. 출처: OECD 소득분배 설문자료와 OECD 사회적 지출 데이터베이스(SOCX)를 근거로 계산. 1990년대 중반 이후 빈곤율 변화 세금과 공적이전은 어떤 한 시점에서 빈곤을 감소시키기는 하지만 개인들의 고용과 근로노 력의 의사결정을 왜곡시키기도 한다. 이러한 왜곡의 원인 중 하나인 한계유효세율은 저소득층 에서 높게 나타나며 보조금에 의존해 살아가는 사람139들 사이에서 빈곤의 덫 poverty traps 발생 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 143

146 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 과 저임금 근로자들의 근로노력 감소를 야기할 수도 있다. 1990년대 중후반 몇몇 OECD 국가 에서 시행한 개혁(일반적으로 저임금 근로자들을 위한 근로세 공제나 소득부가 earnings top-up의 형태로 나타남)은 이러한 왜곡을 축소함으로써 저소득 개인의 근로 동기를 향상시키는 것이 목적이었다. 이러한 개혁들은 빈곤의 변화에 어떤 영향을 미쳤을까? 이 문제를 다루기 위한 노력들은 대개 두가지 방법으로 이루어졌다. 첫번째는 개별 사례를 평가하는 방법으로 급여와 근로시간, 정부 보조금 구조가 기준연도 수준으로 유지된다면 현재 빈곤율은 어떻게 나타날 수 있는지를 분석해 보는 것이다. 이 접근방식은 개혁의 결과로 나타나는 행동 변화를 설명하지는 않지만 시간이 흘러도 동일한 개인을 추적할 수 있도록 해준다. 19 두번째 접근방식은 많은 국가를 비 교할 때 흔히 사용하는 방법인데 총합 자료에 의존하는 방식이다. 20 여기에서는 생산가능연령 가장(65세 미만)을 둔 가구와 은퇴연령(66세 이상)의 가구주를 둔 가구에 거주하는 이들을 구분하여 상대적 빈곤율(중위소득기준점 50%기준) 변화를 설명하기 위해 이 접근방식을 사용 하고 있다. 간단한 비중변화 분석을 통해 각 가구 유형의 빈곤율 변화를 세 요소로 나눌 수 있 다. 인구 구조와 각 집단의 빈곤감소에 세금과 이전소득이 미치는 영향은 유지하면서 두 개 가 구 유형 내의 각 집단에 대한 시장소득빈곤 변화에 의한 부분. 주어진 인구 구조와 각 집단의 시장가격 빈곤에 대해 각 집단의 시장소득빈곤 감소에 세금 과 이전소득이 미치는 영향 변화에 의한 부분. 주어진 시장소득빈곤율과 해당 집단 내 빈곤감소에 세금과 이전소득에 기여하는 영향의 수 준에 대해 가구 유형과 가구내 근로자 수에 따른 인구구조 변화에 의한 부분. 21 이러한 유형의 분석은 각 변수의 조합 간의 복잡한 연결고리를 반영하지 않지만 22 다양한 요소의 역할을 편리하게 요약해주는 구실을 한다. 그와 동시에, 상세한 분류내역이 사용되기 때문에 결과는 일부 설문조사의 작은 표본에도 영향 받을 수 있다. 표 5.4는 선정된 OECD 국가에서 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지의 기간 동안 생 산가능연령 가장을 둔 가구에 거주하는 이들의 빈곤율 변화를 보여준다. 여기에서는 생산가능 연령 가장을 둔 가구에 거주하는 모든 사람들의 빈곤율 총 변화(세번째 열)뿐 아니라 모든 가 구 카테고리를 기준으로 (총 열 개 집단, 패널 A) 분석의 결과를 보여주고 가구별로 근로자의 수 변화만을 통제했을 때의 결과(근로자가 없는 경우와 1명, 2명인 경우로 구분, 패널 B), 그 리고 각 가구의 생활방식(독신과 부부, 자녀 유무, 패널 C)을 통제했을 때의 결과를 보여준다. 예를 들어 호주의 경우 생산가능연령 가구주를 둔 가구에 거주하는 이들의 빈곤율은 1995년 부터 2004년까지 0.5포인트 증가했다(10%에서 10.4%로 증가). 이는 각 집단별로 시장소득 빈곤율이 높아지고 세금과 이전소득의 빈곤감소 효과는 낮아짐으로써 빈곤이 증가(각각 0.6과 0.7만큼)했기 때문인데 한편 인구구조의 변화(빈곤율이 낮은 가구 집단으로의 변화)는 빈곤을 감소시켰다(0.9포인트). 평균적으로 표 5.4에 포함된 14개국에 걸쳐 생산가능연령 가장을 둔 가구에 거주하는 이 들의 빈곤율은 지난 10년간 1퍼센트 포인트 가량 증가했으나 영국에서는 감소했고 이탈리아에 서는 감소폭이 좀 더 컸다. 이러한 빈곤 증가 중 가장 큰 부분은 저소득 가구로의 순공적이전 이 줄어든 데 따른 것이다(프랑스, 이탈리아, 일본을 제외한 대부분의 국가). 23 각 집단의 시장 소득빈곤 변화가 빈곤 대상자수의 변화에 기여하는 정도는 국가마다 크게 다른데 평균적으로 144 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

147 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 표 5.4. 생산가능연령 가장을 둔 가구 거주자들의 빈곤율 변화 요소별 분석 포인트 변화 변화 통제 요인 A. 가구별 근로자 수 및 B. 가구별 근로자 수 C. 가구유형 가구유형 빈곤율 의 변화의 원인 총변화 세금 세금 세금 시장 시장 시장 및 비중 및 비중 및 비중 소득 소득 소득 공적현 변화 공공현 변화 공공현 변화 빈곤 빈곤 빈곤 금이전 금이전 금이전 호주 캐나다 덴마크 핀란드 프랑스 독일 이탈리아 일본 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 스웨덴 영국 미국 OECD StatLink 주: 빈곤율은 균등화 가구가처분소득의 50% 기준점을 기준으로 한다. 표의 자료는 생산가능연령 가장을 둔 가구에 거주하는 인구 에 적용된 변화-비율 shift-share 분석을 근거로 하며 가구별 근로자 수 및 가구유형 (열개 그룹, 패널 A)에 따른 분류와 가구별 근 로자 수에 따른 분류(근로자가 없는 가구, 근로자 1인 가구, 2인 이상 가구 구분, 패널 B), 그리고 가구유형에 따른 분류(독신 및 부부 가구, 자녀가 있는 경우와 없는 경우 구분, 패널 C)를 보여준다. 각 패널에서 세 개 요소(시장-소득 빈곤의 변화, 순 공공이전의 빈곤감소 효과, 비중 변화)의 합은 빈곤율의 총 변화(칼럼 3)와 동일하다. 분석은 데이터가 시장소득빈곤 및 가처분 소득빈곤의 구분을 가능케 하는 국가들로만 한정된다. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 시장소득빈곤이 대부분의 국가에서 증가했고(특히 이탈리아, 뉴질랜드, 호주, 캐나다), 북유럽 국가와 영국, 미국에서는 감소했다. 인구구조의 변화는 대부분의 국가에서 빈곤 대상자수 증가 세를 약화시켰으나 몇몇 국가는 예외였는데 가장 대표적인 국가가 독일이었다. 표의 패널 B와 C는 인구구조 변화의 빈곤감소 효과가 주로 가구 구조 변화(근로자 없는 가구에서 근로자 있 는 가구로의 변화)를 반영하며 가구 유형의 변화(유자녀 부부에서 독신 및 한 부모)에 의한 빈곤 증가 효과를 상쇄하고도 남음을 보여준다. 독일의 경우 인구구조의 변화가 빈곤율 상승의 대부분을 설명하고 있는데 이러한 구조적인 영향은 주로 실업가구 및 싱글들의 비중이 높아짐 을 반영한다. 비슷한 분석이 표 5.5의 노인가구주를 둔 가구의 빈곤율 변화에 적용된다. 앞에서는 OECD 국가별로 다양한 추세가 나타남을 보여주었는데 이러한 다양성이 표 5.5의 13개 국가 하부 구 조에서도 나타나고 있다. 24 은퇴 가구주를 둔 가구의 빈곤율 증가가 발생한다는 것은 순공적이 전이 빈곤감소에 발휘하는 효과가 작았음을 반영하며 이것은 가구구조 변화(대부분의 사람들 이 근로자가 있는 가구에서 부부로 거주)의 긍정적인 영향과 다양한 집단의 시장소득빈곤율 소폭 상승을 상쇄했음을 의미한다. 빈곤층 숫자의 변화가 컸던 국가의 경우(호주와 캐나다, 핀 란드, 뉴질랜드, 스웨덴, 미국은 증가, 덴마크, 독일, 이탈리아, 일본, 노르웨이, 영국은 감소), 순공공이전의 빈곤감소영향 변화가 큰 역할을 했다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 145

148 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 표 5.5. 은퇴연령가장을 둔 가구 거주인구의 빈곤율 변화를 몇 가지 요소로 분석 포인트 변화 변화 통제 요인 A. 가구별 근로자 수 및 B. 가구별 근로자 수 C. 가구유형 가구유형 빈곤율 의 변화의 원인 총변화 세금 세금 세금 시장 시장 시장 및 비중 및 비중 및 비중 소득 소득 소득 공적현 변화 공공현 변화 공공현 변화 빈곤 빈곤 빈곤 금이전 금이전 금이전 호주 캐나다 덴마크 핀란드 독일 이탈리아 일본 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 스웨덴 영국 미국 OECD StatLink 주: 빈곤율은 균등화 가구가처분소득의 50% 기준점을 기준으로 한다. 표의 자료는 생산가능연령 가장을 둔 가구에 거주하는 인구 에 적용된 비중변화 shift-share 분석을 근거로 하며 가구별 근로자 수 및 가구유형 (열개 그룹, 패널 A)에 따른 분류와 가구별 근로 자 수에 따른 분류(근로자가 없는 가구, 근로자 1인 가구, 2인 이상 가구 구분, 패널 B), 그리고 가구유형에 따른 분류(독신 및 부부 가구, 유자녀와 무자녀 구분, 패널 C)를 보여준다. 각 패널에서 세 개 요소(시장-소득 빈곤의 변화, 순 공적이전의 빈곤감 소 효과, 비중 변화)의 합은 빈곤율의 총 변화(칼럼 3)와 동일하다. 분석은 데이터가 시장소득빈곤 및 가처분소득빈곤의 구분을 가능케 하는 국가들로만 한정된다. 출처: OECD 소득분배 설문자료를 근거로 계산. 결론 특정 한 해의 현금소득은 빈곤을 측정하기엔 불완전한 기준이다. 순소득이 정해진 기준점 미만인 가구의 경우 다른 가구에 비해 빈곤층으로 전락할 확률이 높을 수 있지만 이들은(또는 이들이 거주하는 지역사회는) 자신들을 일반적인 의미에서 빈곤한 것으로 생각하지 않을 수도 있다. 뿐만 아니라 소득 측정의 어려움은 소득 중간층보다는 하위층의 경우 훨씬 더 크 다. 그러나 이러한 제약에도 불구하고 이 장에서 사용된 가구소득의 측정값들을 보면 빈곤층의 상황을 평가하고 빈곤퇴치 프로그램의 설계를 개선하는데 중요한 몇 가지 양상을 알 수 있다. 2000년대 중반 OECD 국가에서 빈곤위험에 놓인 이들의 비율은 중위가구소득 40% 기준점 에서 6%, 50% 기준점에서 11%, 60% 기준점에서 18%였다. 국가간 차이가 크지만 상대적 소득빈곤율은 어떤 기준점이 사용되었든 간에 덴마크, 스웨덴, 체코에서 가장 낮았고 미국, 터키, 멕시코에서 가장 높았다. 국가 순위는 빈곤의 발생과 정도를 둘 다 조합한 측정방식을 기준으로 크게 달라지지 않았다. 빈곤율(중위소득의 절반이 기준점인 경우)은 1980년대 중반부터 1990년대 중반까지 10년 간 평균 0.6포인트 상승했고 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지 또 한 번 0.6포인트만 큼 상승했다.이 두 기간 동안 개별 국가들은 서로 상충되는 변화를 겪는 경우가 많았다. 1990년대 중반부터 2000년대 중반까지 10년간 빈곤율은 OECD 과반수 국가에서 증가했으 146 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

149 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 나 그리스, 이탈리아, 멕시코, 영국에서는 1포인트 혹은 그 이상 감소했다. 기준점을 고정 시켜 둔 빈곤율은 1990년대 중반 이후 평균 40%만큼 감소했는데 일부 국가에서는 더 큰 폭으로 감소했고 독일에서는 2000년 이래 증가하고 있다. 빈곤의 위험은 개인 및 가구 특성에 따라 다양하게 나타난다. 연령과 빈곤 간의 U자 형 관 계가 지난 20년간 50세 이상 인구에서 50세 미만 인구로 이동했다. 여성들은 남성들보다 빈곤위험이 높았는데 고령에 홀로 지내는 여성 노인이나 편모 가정의 가장이 많기 때문이다. 독신들의 빈곤위험은 전체 인구에 비해 두 배 높았고 한 부모 가정의 빈곤위험은 세 배 높았 다. 생활방식과 가구 구성원의 고용 상태는 둘 다 다양한 인구집단의 빈곤율에 영향을 미치는 반면 근로가 훨씬 더 중요한 역할을 한다. 근로소득이 있는 생산가능연령의 인구 비중이 높 은 국가들은 빈곤율이 낮으며 여성의 고용 수준과 아동 빈곤율 간에도 동일한 관계가 나타 난다. 그러나 근로가 빈곤에 영향을 미치는 유일한 요소는 아니다. 국가별로 실업 가구의 빈곤율 에는 큰 차이가 나타났고 OECD 국가 평균적으로 소득빈곤층의 대다수는 근로자가 있는 가 구에 속하는 이들이다. 몇몇 국가에서는 한 명의 구성원이 전일제로 일을 하거나 한 명 이상 이 직업을 가진 가구의 경우에도 빈곤층으로 전락할 위험으로부터 자유롭지 못한 것으로 나 타났다. 가구단위세금과 공적현금이전이 빈곤율을 어느 정도 낮추는지에 있어서 국가별로 차이가 크 다. 정부 재분배의 변화는 1980년대 중반부터 1990년대 중반까지 10년간 빈곤의 증가세를 약화시켰으나 이후 10년간은 이를 확대시켰다. 생산가능연령을 대상으로 한 사회적 프로그 램에 대한 지출이 큰 국가들은 적은 빈곤 대상자수를 기록하고 있는 반면 노인들을 대상으 로 하는 프로그램의 경우 이러한 관계가 나타나지 않았다. 주 1. 예를 들어 호주의 경우 년 중위소득 40%미만의 균등화 가구가처분소득을 기록한 비율이 4.6%였는데 41% 기준을 사용하면 5.3%로, 43% 기준이면 6.9%로 상승한다. 2. EU 차원에서 빈곤위험 비교에는 중위소득 60% 기준점이 사용되나 미국에서 사용되는 (절대적) 빈 곤선은 중위소득 40%에 더 가깝다. 이 두 수준의 중간지점으로 이 장에서는 중위 균등화 가구 가 처분소득의 50% 빈곤기준점을 주로 사용할 것이다. 3. 예를 들어 중위소득 절반으로 기준점을 잡으면 여섯번째로 높은 아일랜드는 여섯번째로 낮은 프랑스 의 빈곤율보다 두 배가 높다. 4. 여러 기준점을 기준으로 한 빈곤 대상자 국가간 상관관계는 중위소득 50%와 60% 기준점의 경우와, 40%와 50% 기준점의 경우는 0.96이고, 40%와 60% 기준점의 경우는 0.90이다. 5. 제시된 수치들은 평균 빈곤격차를 의미한다. 중위빈곤격차의 예상값은 일반적으로 더 낮은 값으로 나타나는데 OECD 국가전체의 평균이 대략 23% 정도이다. 이 두 측정값 간의 상관계수는 0.68이 다. 6. 이 측정방식은 빈곤선 미만의 모든 대상자들을 그 수준으로 끌어올리는데 필요한 균등화 소득의 이 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 147

150 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 전 규모를 보여주기 위해 가끔 사용된다. 그러나 이 해석은, 근로 기피를 조장하는 행동적 변화를 간과하고 있다 년과 1995년 벨기에 자료는 재정데이터에 기반하고 있으며 이후 연도 데이터와 정확히 비교 가 능하지 않다. 첫째, 분석의 단위가 세금신고를 하는 가구들이다. 둘째, 설문조사를 작성하지 않은 가구에 관한 정보 통합에 사용된 방법이 두 연도가 서로 다르다. 앤트워프 대학에서 실시한 가구 설 문조사를 근거로 한 대체 측정값에 따르면 1980년대 후반의 빈곤 대상자수가 대체로 안정적이며 1990년대 초반부터 중반까지 약간의 증가세가 있었음을 알 수 있다. 8. 중위소득 60% 기준(EU국가 사용 기준점)의 빈곤 대상자수 변화는 1.7포인트(50% 기준점 기준의 증가 초과)의 누적 증가(OECD 24개 국가)를 보이는데 첫 10년간의 상승세가 두번째 10년간보다 크다. 9. OECD 7개국의 1970년대 중반 빈곤 대상자수 자료가 나와 있다. 이 자료에 따르면 캐나다, 핀란드, 그리스의 경우 1970년대 중반부터 1980년대 중반까지 50% 빈곤 대상자수 감소, 네덜란드와 스웨 덴, 영국의 경우 안정세, 미국은 약간의 증가세가 나타난다( 838의 그림 5.A2.1 참조). 10. EU의 사회통합지표에는 T-3년에 고정 시키고 이후 3년간 인플레에 따라 조정한 빈곤위험율 측 정을 포함한다. 11. 실질소득증가는 기간 초반에 상대적빈곤수준이 더 높았던 국가에서는 절대적 빈곤율의 더 큰 감 소를 야기할 것이다(Freeman, 2001). 서로 다른 두 종류의 데이터가 사용되어 정확히 비교 가능하 지 않은 다른 국가들의 추정치를 보면 절대 빈곤은 오스트리아, 벨기에, 체코에서는 약 32-40% 가량 감소했고 아일랜드, 포르투갈, 스페인에서는 60%이상 감소했다. 12. 이 보고서에 나타난 노인빈곤율의 예상값은 방법론적 가정에 매우 민감하다. 첫째, 여기에 사용된 현금소득정의는다른집단과비교해노인집단의빈곤율을과소 또는 과대 추계되는 문제가 있다. 예를 들 어 덴마크의 경우 소득 정의에 귀속임대료를 포함시키면 노인층의 빈곤 인원수는 약 10%에서 4% 로 떨어지며 전체 인구의 경우는 5.3%에서 4.7%로 감소한다. 둘째, 노인층의 주요(또는 유일한) 소득 출처가 노령연금인 경우가 많으므로 이들의 현금소득은 대개 통상적인 연금액 근처에 몰려 있 어 빈곤 추정치는 사용된 사용기준점의 작은 변화에도 아주 민감하다. 예를 들어 호주의 경우 소득 빈곤율은 중위소득 50% 기준점일 때 26%에서 47%일 때 18%로 떨어진다. 셋째, 추정치는 사용된 균등화 스케일에 매우 민감하다. 호주의 경우 50% 중위소득의 노인 빈곤율은 이 보고서에서 사용 된 0.5 균등화 스케일을 기준으로 26%에서 수정된 OECD 균등화 스케일 (첫번째 성인의 가중 치가 1.0, 두번째 성인이 0.5, 피부양자인 자녀가 0.3이며 균등화 스케일 0.6과 대략적으로 근사함) 기준일 때 17%로 하락하는데 후자의 스케일은 호주통계청에서 전통적으로 사용하는 방식이다. 13. 그러나 일부 국가에서는 반대의 패턴이 나타난다. 특히 호주와 스페인, 미국의 경우 가장 최근의 10년동안 아동 및/또는 청년의 빈곤율은 감소한 반면 노인층의 빈곤율은 증가했다( org/ / 의 표 5.A2.2 참조). 14. 이러한 추정값들은 2000년대 초 중위소득 50% 기준점을 기준으로 한 것이며 2005년 인플레를 감 안하여 조정되었다. 15. OECD의 시장소득빈곤 측정값은 가구 가처분소득의 주어진 기준점 이하의 시장소득을 갖는 인구의 비율을 의미한다. 이러한 정의 때문에 시장소득 기준의 빈곤율과 가처분 소득 기준 빈곤율간 차이는 가구 세금과 공적현금이전의 절대적인 규모와 대상의 범위 단위를 둘 다 반영하게 된다(제 4장 참 조). 16. 이 기간에 몇몇 OECD 국가에서 시행된 개혁들은 아동(과 그 가족들)을 다른 가족들에 영향을 미 148 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

151 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 친 순 보조금의 빈곤감소효과 하락으로부터 보호했던 것으로 보인다. 이 효과는 호주와 독일, 체코 와 미국에서 완전하게 나타났으며 대부분의 다른 국가에서도 부분적으로나마 나타났다. 반대로 이탈 리아, 일본, 노르웨이, 덴마크, 스웨덴에서는 순이전소득이 아동의 빈곤을 감소시키는 정도가 생산 가능연령 인구의 경우보다 덜한 추세가 나타났다. 벨기에와 포르투갈(시기별 데이터가 2000년 자료 로 한정)도 마찬가지이다. 17. 대부분의 OECD 국가에서 2005년 생산가능연령 인구에게 지급된 최종안전망 차원의 보조금 benefits of last resort은 중위소득의 절반 기준점보다 낮았다(각주 14에 정의된 대로). 물론 이것은 특정 가족 형태 뿐 아니라 추가적인 주택보조금 사용가능 여부에 따라 다양했다. 주택비용과 보조금이 없다는 가정하에 두 자녀를 둔 부부의 경우 사회부조 수혜자들의 순소득은 호주와 노르웨이에서만 중위소 득 절반 기준점을 초과했다. 임대비용에 따른 추가적인 보조금을 포함하면 사회부조 수혜자들의 순 소득이 기준점을 초과하는 OECD 국가 목록에 오스트리아, 덴마크, 핀란드, 독일, 아일랜드, 스웨 덴, 영국도 포함되었다(OECD, 2007). 18. 예를 들어 체코는 스웨덴과 빈곤율이 같고 사회적 지출은 40% 더 낮으며, 폴란드의 빈곤율은 헝가 리보다 빈곤율이 두 배 높고 사회적 지출의 수준은 같다. 19. 이 접근방식을 기준으로 한 Dickens and Ellwood(2001)에 따르면 인구학적 조건(예: 편부모 가구 의 발생 증가 등)과 근로소득 구조(예: 더 광범위한 근로소득 분배), 그리고 근로의욕(즉, 사용된 시 간과 활동비율 변화의 영향)이 1979년부터 1999년까지 영국의 상대적 빈곤 증가 중 유사한 비율을 차지하는 한편 정부 보조금 중 훨씬 더 많은 부분이 같은 기간 중 빈곤감소에 기여했다. 미국에서는 같은 기간 중의 상대적 빈곤 증가는 주로 인구학적 변화를 반영하며 정도는 덜하지만 근로소득 구 조의 변화도 반영한다. 그리고 높은 수준의 근로의욕이 빈곤감소에 일조했다. 반면 정부보조금의 변 화는 어떤 방향으로든 큰 영향력을 행사하지 못했다. 20. 합계 데이터를 사용하는 연구에서 가능한 결정요인들에 대한 빈곤율을 구하고 두 시점의 상황을 비 교하는데 그 결과를 사용하는 경우가 종종 있다. 그러나 이런 유형의 분석에서 나온 결과는 안정성 이 없고 사용된 조건에 민감한 경우가 많다. 21. 여기에서 가처분소득 수준에서의 합계 빈곤율은 집단별 빈곤율의 가중치 적용 합계로 정의되며 이 들 빈곤율은 세금과 이전이 시장소득을 감소시키는데 미치는 영향을 나타내는 계수와 시장소득빈곤 의 산물로 표현된다. PRt = PRit * αit = [PR(MI)it * (1-β)it ]* αit PR은 t라는 시점에 생산연령가장을 둔 가구에 거주하는 모든 이들의 (가처분소득) 빈곤율이고 PRit 는 생산가능연령 가장을 둔 모든 가구 내의 다른 집단 i의 (가처분소득) 빈곤율이다. PR(MI)it는 각 집단의 t라는 시점의 시장소득 수준 빈곤율이다. (1-β)it는 각 집단에 대한 세금과 이전의 빈곤감 소 효과이며 αit는 각 집단의 인구 비율이다. 빈곤 인원수의 시간에 따른 변화를 분석할 때, 한 변 수의 변화를 다른 두 개 변수의 평균값(두 개 시점 사이)으로 곱한다(각 변수쌍 간의 상호작용을 명 시적으로 고려하는 것을 피하기 위해). 22. 예를 들어 보조금 수준의 변화로 인해 일하지 않던 개인들도 일자리를 갖게 되어 가구구조(실업가 구 감소)와 시장소득빈곤(보조금 수혜자들이 고용됨으로써 소득증가) 측면 모두에서 긍정적인 효과 (빈곤감소)로 이어질 수 있다. 23. 순공적이전의 빈곤감소 효과가 작다는 것은, 보조금의 실가치가 절대적으로 감소했다기보다는 실질 보조금의 인상폭이 중위소득보다 작았고/또는 보조금 수급율이 낮아진 결과일 수도 있다. 24. 프랑스는 분석에서 빠졌는데 여기서 고려된 일부 가구 범주의 관찰표본이 작았기 때문이다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 149

152 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 참고문헌 Dickens, R. and D. Ellwood (2001), Whither Poverty in Great Britain and the United States? The Determinants of Changing Poverty and Whether Work Will Work, NBER Working Paper, No. W8253, Cambridge, Massachusetts. Förster, M.F. (1994), Measurement of Low Incomes and Poverty in a Perspective of International Comparisons, OECD Labour Market and Social Policy Occasional Paper, No. 14, OECD, Paris, available at Förster, M.F. and M. Mira d Ercole (2005), Income Distribution and Poverty in OECD Countries in the Second Half of the 1990s, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, No. 22, OECD, Paris, available at Freeman, R.B. (2001), The Rising Tide Lifts...?, National Bureau of Economic Research Working Paper, No. 8155, March, Cambridge, Massachusetts. OECD (2007), Benefits and Wages OECD Indicators, OECD, Paris. Paugman, S. and M. Selz (2005), La perception de la pauvreté en Europe depuis le milieu des années 1970, Économie et Statistique, No , Paris. 150 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

153 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 부록 5.A1 분석에 사용된 저소득 기준점 표 5.A1.1은 이 장에서 사용된 빈곤기준점의 값을 보여준다. 기준점은 다양한 가족 유형의 연간 소득수준을 해당 국가의 통화(왼쪽 패널)와 미 달러로 표시하고 있는데 실제 소비 (즉, 시장에서 구매하거나 무료로 또는 정부의 보조금 가격으로 공급되는 일반 소비재 가격)의 구매력평가지수 PPP 기준이다(오른쪽 패널). 예를 들어 두 자녀를 둔 부부의 연간 소득이 호주 의 경우 미화 23,000달러, 미국의 경우 27,000달러이면 중위소득 절반 기준점을 기준으로 빈 곤위험에 놓인 것으로 간주될 것이다. 이러한 수치는 소득 하위층의 소득의 하향신고 실태는 고려하지 않은 것이다. 또한 사용된 PPP율은 국가별 빈곤층의 소비패턴을 완전하게 대표하지 않은 것일 수도 있다. 표에서는 국가간 소득 기준간의 큰 차이를 보여주고 있다. 40% 기준점 의 경우 두 자녀를 둔 미국의 부모는 멕시코의 두 자녀 부모보다 여섯 배 높은 소득을 갖고 있으나 룩셈부르크 부모보다는 25% 낮고 네덜란드, 노르웨이, 스위스와는 비슷한 수준이다. 싱글의 경우 중위소득 50% 빈곤기준점은 대부분의 국가에서 국가 평균 순임금(집으로 가져가 는 액수)의 30%에서 50% 사이지만 터키에서는 크게 낮아지고 미국에서는 크게 높아진다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 151

154 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 152 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

155 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 부록 5.A2 주요 빈곤 지표의 대체값 표 5.A2.1은 국제적인 출처(Eurostat과 룩셈부르크 소득연구 LIS)에서 나온 주요 빈곤지표 의 대체적 추계치를 보여주고 있다. 전체인구에 대한 빈곤율은 중위소득 기준 50%와 60%이 고 아동 빈곤율은 중위소득기준점 50%이다. 방법론의 차이는 미미하다. 세 데이터 출처 모두 가처분 소득에 대한 개념은 유사하다. * Eurostat에서 사용한 균등화 스케일은 OECD와 LIS에 서 사용한 스케일과 약간의 차이가 있을 뿐인데 추가 가구 구성원들에 대해 약간 더 높은 가 중치를 부여하고 성인과 아동의 구분이 있다는 것뿐이다. 대부분의 국가에서 OECD와 대체 출 처간 빈곤율 차이는 1퍼센트 포인트를 초과하지 않는다. 그러나 두 개 국가는 예외인데(독일과 영국), 특히 아동 빈곤율값의 경우 그렇다. *예를 들어 Eurostat 정의는 가구간 이전을 받은 이전소득에서 지급한 이전소득을 뺀 금액으로 정의하는 반면 OECD 설문에서는 받은 이전소득으로만 정의한다. 그러나 이것이 전반적인 빈곤 추정치에는 영향을 미치지 않을 것이다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 153

156 Ⅲ. 빈곤의 특성 5. OECD 국가의 빈곤 : 정적소득에 기반한 평가 표 5.A2.1. OECD 설문과 대체 자료 출처간 주요 추정값 비교, 수집 가능한 최근 연도 OECD 설문 기준연도 (소득) 빈곤율 50% 중위 빈곤율 60% 중위 아동빈곤율 50% 중위 Euros tat LIS OECD 설문 Euros tat 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 LIS OECD 설문 Euros tat LIS OECD 설문 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 터키 영국 미국 Euros tat LIS StatLink 주: 사용된 균등화 스케일은 OECD 설문과 LIS의 경우는 가구 규모의 제곱근, Eurostat의 경우는 수정 OECD 스케일(첫번째 사람 에게는 가중치 1을 주고 추가되는 성인 한 명당 0.5, 자녀에게는 0.3 부여)이다. 자녀는 세 개 데이터 출처 모두 18세 미만자로 정의된다. 출처: 가구소득분배에 대한 OECD 설문자료를 근거로 계산. Eurostat (2008년 2월 6일자), LIS (2007년 12월 31일자). 154 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

157 제3절 제6장 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속되는 것인가? 시계열종적 데이터의 분석결과 * 중위소득의 절반 미만의 소득을 올리는 이들 중 3년간 그 상태를 계속 유지하는 사람 은 3분의 1도 안 된다. 하지만 이들 중 분배의 윗 단계로 이동하는 비율은 낮다. 빈곤 층으로의 진입은 대개 가족 및 직업에 관련된 사건이 발생했음을 의미하지만 파악되지 않은 사건의 비중도 상당하다. 정적 소득 측정값을 기준으로 한 빈곤 대상자수가 많은 국가들은 빈곤이 꾸준히 지속되고 재발 비율 역시 높은 것으로 나타나고 있다. * 이 장은 OECD 사회정책과의 애나 크리스티나 다디오가 작성했다. 표준 양식에 근거한 일본 데이터를 제공해 준 야마다 아스히로 와 이시이 가요코에게 감사드린다. 또한 자료제공과 공동작업을 순행해 준 캐나다 통계청의 매리 가틀리, 메릴랜드 대학의 차오 웬 챈, NBER의 댄 핀버그, 코넬 대학의 딘 릴라드, OECD 사회정책과의 마르코 미라 데르콜과 마크 피어슨에게 감사드린다.

158 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 서론 사람이 인생을 살다 보면 일시적으로 소득이 낮아지는 시기를 경험하게 된다. 학교에 다닌 다든지, 질병이나 출산으로 직장을 잠시 쉰다든지, 직장을 그만두고 다른 직장으로 옮기는 시 기가 이에 해당될 것이다. 그러나 이런 시기가 장기간 지속되지는 않는다. 그래서 일정 시점에 저소득을 기록하는 이들 중 상당수가 빠른 시일 내에 소득분배의 상위층으로 올라서게 된다. 반대로, 이들보다는 비율은 낮지만 빈곤이 상당기간 지속되어 당사자와 가족들의 경제적 안정 성에 상당한 영향을 미치는 경우도 있다. 이 장에서는, 동일한 개인과 가구를 추적하여 작성한 설문조사 자료로부터 추출한 미시자 료를 바탕으로 저소득기간의 지속에 관한 새로운 국가별 자료를 제시하였다. 우선 설문조사의 특징과 빈곤 동태의 여러 측정값들을 계산하는데 사용된 개념부터 설명한다. 그리고 일시적 빈 곤과 지속적 빈곤의 규모에 대해 기술하고 빈곤으로의 이동과 빈곤으로부터의 탈피를 살펴보 도록 한다. 마지막으로 사람들이 빈곤해지는 이유와 소득의 이동성 income mobility및 변동성 variability 에 관한 자료를 제시하였다. 시계열종적 데이터와 동태적 빈곤 측정값 이 장에서는 오랜 기간에 걸쳐 동일한 개인 및/또는 가구를 추적한 설문조사를 사용하고 있다(패널 데이터). 이런 유형의 데이터를 통해 개인의 소득이 시간의 흐름에 따라 어떻게 바 뀌는지, 이들이 일시적으로나 지속적으로 빈곤을 어느 정도 경험하는지, 이들이 소득분배범위 를 얼마나 자주 오르내리는지를 파악할 수 있다. 그러나 패널 데이터에도 한계는 있다. 그 중에는 모든 표본 설문조사가 갖고 있는 한계도 있지만(예: 무응답, 측정 오류 등) 패널 데이터에 국한되는 한계도 있다. 1 이외에도 여기서 수 행된 분석의 관점에서 가장 중요한 한계는 이 시계열종적 데이터가 다루는 기간이 대부분 너 무 짧고 이 주제에 대해 과거의 비교 분석에 포함되었던 국가의 수가 적다는 것이다. 수년간에 걸친 패널 데이터는 몇몇 국가에 대해서만 제시되어 있기 때문에 이 장에서는 분석 기간이 제 한적이더라도 가능한 한 많은 국가를 포괄하는 쪽을 택했다. 이 장에서는 3년에 걸친 데이터를 사용하고 있는데 OECD(2001)과 Burniaux et al.(2006)에서 사용된 좀 더 장기간의 자료와 비교하여- 짧은 기간이라고 할 수 있는 3년 데이터가 OECD 17개 회원국을 포괄하고 있기 때문이다. 2 제 5장에서와 마찬가지로 빈곤 추정 값은 특정 시점의 해당 사회에서 가장 일반적으로 나 타나는 생활수준을 측정하는 소득기준점을 기준으로 한다(Atkinson, 1983). 대부분의 비교연 156 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

159 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 구에서 이 접근방식이 전통적으로 사용되고 있는 것이 사실이지만 그 한계도 인식해야 하는데, 가령 상대적 소득을 기준으로 한 빈곤율은, 빈곤층의 소득이 감소한다 하더라도 비 빈곤층의 소득이 더 빠른 속도로 감소한다면 낮아지게 된다. 이 장에서는 여러 기준점 중위소득의 40%, 50%, 60% - 을 사용하여 기준점 대비 결과의 민감도를 보여준다. 이 보고서의 나머지 부분에서처럼 여기에서 사용된 소득 개념도 연간가구가처분소득, 즉 공적이전을 포함하고 가구 에서 지급한 소득세와 사회보장 기여금을 공제한 해당가구의 가처분 현금소득이다. 3 가구 소득 은 가구 규모의 차이를 감안하여 균등화 스케일 제곱근을 사용해 균등화 했다. 이 균등화 소득은 각 가구구성원에게 배분되며 한 사람의 연간빈곤상태를 판단하는데 사용된다. 이러한 접근방식을 사용하면 (상호배타적인) 네 집단을 구분할 수 있다. 3년간 빈곤을 한번도 경험하지 않은 집단( 빈곤무경험 ) 분석대상인 3년 중 1년간만 빈곤 기준점 미만의 균등화 소득을 가진 집단 ( 일시적 빈 곤 ) 분석대상인 3년 중 2년간만 빈곤 기준점 미만의 균등화 소득을 올린 집단( 반복적 빈 곤 ) 고려대상 기간 내내 빈곤 기준점 미만의 균등화 소득을 올린 집단( 지속적 빈곤 ) 이상이 빈곤 다이내믹에 관한 이전의 OECD 보고서(OECD, 1998, 2001)와 이 장에서 사 용된 기본 범주이다. 4 일시적 빈곤과 지속적 빈곤의 구분 연간소득 기준의 빈곤측정은 저소득층의 경험에 관해 부분적인 정보만을 제공하는데 특히 노동시장의 빠른 변화와 높은 이직률이라는 맥락에서는 더욱 그렇다. 그림 6.1에서는 정적 소 득데이터의 한계를 보여주기 위해 빈곤의 각 범주에 해당되는 인구 비율을 중위소득 50% 기 준으로 제시하고 있다. 40%와 60% 기준점의 유사 데이터는 부록에서 확인할 수 있다. 5 그림 6.1은 여러 패턴을 강조하고 있다. 첫째, 이러한 시계열 종적 데이터 기준의 평균 빈곤 대상자는 이 보고서의 제 5장에서 사용된 부문간 데이터 기준 대상자수와 상당히 유사했다. 6 중위소득 50% 기준점에서 3년간 평균 빈곤율은 그림 6.1에 포함된 17개국에서 10% 내외로 나타났는데 네덜란드, 덴마 크, 독일의 6% 이하부터 호주, 아일랜드, 미국, 그리스의 15% 이상까지 분포했다. 7 둘째, 고려대상인 17개국 중 17% 가량은 3년 중 최소한 1년간 빈곤기준점 미만의 소득을 기록했는데 이는 전체 인구의 83%는 고려대상인 3년간 빈곤을 경험한 적이 없음을 의미한 다. 3년간 최소한 한번이라도 빈곤을 경험했던 이들의 비율은 룩셈부르크와 네덜란드의 10% 내외부터 호주의 25% 사이였다. 셋째, 평균적으로 인구의 5%는 3년 내내 빈곤했고 그 외 4%는 3년 중 2년간만 빈곤했다. 정체적 빈곤율은 호주, 그리스, 아일랜드, 포르투갈, 미국의 7% 이하부터 덴마크와 네덜란드 의 2% 이하까지 분포했다. 소득 기준점을 더 높이면 두 가지 결과가 도출된다. 우선, 매년 빈곤층으로 분류되는 인구 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 157

160 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 비율이 높아지고, 최소한 한번은 빈곤했던 모든 사람들 가운데 반복빈곤, 그리고 특히 정체적 빈곤을 경험한 사람들의 비율이 높아진다( 표 6.A1.1 참조). 평균적으로 최소한 한번은 빈곤했던 사람들 가운데 지속적 빈곤자의 비율은 중 위소득 40% 기준점의 17%에서 50% 기준점은 28%, 60%는 36%로 상승한다. 정도가 약하 긴 하지만 반복 빈곤의 경우에도 비슷한 패턴이 나타나는데, 기준점이 낮을 때에는 23%이나 기준점이 올라가면 26%로 상승한다. 그림 6.1. 일시적, 반복, 지속적 빈곤을 경험하는 사람들의 비율 중위소득 50% 기준, 계속된 3년간의 경험, 단위: 퍼센트 1년간 빈곤 2년간 빈곤 3년간 빈곤 최소한 1회 빈곤 평균빈곤율 룩 셈 부 르 크 네 덜 란 드 독 일 덴 마 크 핀 란 드 벨 기 에 오 스 트 리 아 프 랑 스 OECD-17 캐 나 다 이 탈 리 아 일 본 영 국 포 르 투 갈 아 일 랜 드 그 리 스 미 국 스 페 인 호 주 StatLink 주: 왼쪽에서 오른쪽으로 가면서 3년간 최소한 한번이라도 빈곤했던 인구 비율의 오름차순으로 배열되어 있다. OECD-17은 일 본을 제외한 국가의 단순평균이다. 일본의 경우 기준으로 삼은 소득의 정의(세전+공공이전 후 가구소득)가 다른 국가들과 다르 다. 출처: 자료는 유럽 국가의 경우 유럽공동체가구패널(ECHP)을 근거로 한 1999년부터 2001년까지의 자료이며, 캐나다는 노동과 소 득 다이내믹 설문조사(SLID)의 국가간 균등화 파일 데이터를 기준으로 한 년 자료이고, 호주는 호주 가구소득 및 노 동 다이내믹 설문(HILDA)의 국가간 균등화 파일의 년 자료이다. 미국의 경우 소득 및 프로그램참여 설문조사(SIPP) 자료에 근거한 년 데이터이고 일본은 게이오 가구 패널 설문조사를 근거로 한 자료이다. 전반적으로 지속적 빈곤과 반복빈곤 발생의 국가간 차이는 단순한 빈곤 인원수의 국가간 차이보다 크다. 하지만 이 서로 다른 측정법이 보여주는 모습은 일관성이 있다. 실제로 그림 6.1은 단순 빈곤대상자수(3년 평균)와 지속적 빈곤 및 반복빈곤율 간의 양(+)의 관계(0.01% 수준에서 통계적으로 유의미)를 보여준다. 지속적 빈곤의 구성 여기에서는 빈곤위험, 즉 특정집단의 빈곤율과 전체 인구의 빈곤율 간 비율(OECD, 2001) 을 살펴봄으로써 빈곤층의 구성을 설명하였다. 각 집단의 특성은 기간 초의 정의에 따른다. 집 단은 기간 초에 그 특성이 정의된다. 최소한 한번은 빈곤을 경험한 이들의 연령(그림 6.3의 패널 A) -분석에 포함된 17개 국 가 평균- 은 제 5장에 설명된 연령과 동일하지만, 빈곤의 다른 정의부분은 독특한 패턴을 보 158 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

161 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 인다. 8 65세 이상 노인은 매년 빈곤위험율이 높을 뿐 아니라 지속적 저소득의 위험도 높다. 고려대 상인 17개국에서 이러한 위험은 일시적 빈곤의 1.2(즉, 전체 인구에 대한 빈곤율 20% 초 과)부터 지속적 빈곤의 2.1까지 상승하며 호주와 오스트리아, 덴마크에서는 후자가 훨씬 높 고(3 초과) 캐나다, 네덜란드, 이탈리아, 일본은 위험이 훨씬 낮다(1.0 이하) (표 6.1의 패 널 E). 평균빈곤율 그림 6.2. 빈곤 지표간 상관관계 중위소득 50% 기준점, 3년 연속, 단위: 퍼센트 평균 지속적 빈곤율 평균 반복적 빈곤율 평균빈곤율 지속적 빈곤율 반복빈곤율 StatLink 주: OECD-17은 일본(회색 점으로 표시)을 제외한 국가의 단순평균이며 일본에서 사용하는 소득의 정의(공적이전 후 세전가구소 득)는 다른 국가들(균등화가구가처분소득)과 다르다. 출처: 자세한 내용은 그림 6.1 참조. 그림 6.3. 연령 및 가구종류별 각 빈곤유형에 빠질 위험, OECD 평균 최소 한 번 3년 2년 1년 A. 연령별 B. 가구 종류별 65세 초과 자녀없는 부부 51세부터 65세 25세부터 50세 13세부터 24세 13세 미만 자녀없는 독신 자녀있는 독신 자녀있는 부부 실업 근로 StatLink 주: OECD-17은 일본(회색 점으로 표시)을 제외한 국가의 단순평균이며 일본에서 사용하는 소득의 정의(공적이전 후 세전가구소 득)는 다른 국가들(균등화가구가처분소득)과 다르다. 출처: 자세한 내용은 그림 6.1 참조. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 159

162 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 160 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

163 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 연령 범위의 다른 쪽 끝을 보면 어린이들 역시 전체 인구 대비 빈곤위험이 높지만 이 위험 은 여러 빈곤기간에 걸쳐 고르게 분포되어 있다. 덴마크의 경우 3년간 계속빈곤상태로 사는 어린이는 한 명도 없지만 이탈리아, 네덜란드, 영국, 미국, 일본에서는 어린이들의 계속빈곤 위험이 상당히 높다(표 6.1, 패널A). 13세부터 24세까지의 연령집단 역시 전체인구 대비 일시적 빈곤이나 반복빈곤을 경험할 확 률은 높으나 이탈리아, 네덜란드, 일본을 제외하고 지속적 빈곤의 확률은 낮다. 25세부터 50세까지의 연령집단은 모든 빈곤범주에서 인구 전체 평균보다 낮은 빈곤위험을 기록하는데 이러한 위험률은 임시 빈곤에서 지속적 빈곤으로 이동하면서 낮아진다. 장년층(51세부터 64세까지)은 일반적으로 전체 인구 대비 빈곤 확률이 낮다. 그러나 예외 도 있으며 임시 빈곤(독일, 그리스, 일본)에서 지속적 빈곤(호주, 캐나다, 아일랜드, 특히 핀 란드와 독일)으로 옮겨가면 예외국가의 수가 늘어난다. 다양한 빈곤 범주의 구성 역시 가구 특성에 따라 다양하다(그림 6.3, 패널 B) 독신 성인 가구(무자녀, 유자녀)는 부부가구에 비해 빈곤위험이 높은데 저소득으로 오랜 기 간을 살 위험을 고려하면 더욱 그렇다. 자녀를 둔 한 부모의 지속적 빈곤 위험은 평균적으로 전체 인구보다 두 배 높은데 특히 일본(편부모가 드문 국가), 네덜란드와 덴마크가 그런 경 우이다(표 6.2). 자녀 없는 독신의 지속적 빈곤 확률은 더 높아서 평균적으로 전체 인구의 세 배가 넘으며 덴마크, 핀란드, 아일랜드, 포르투갈의 경우 더 심하다. 자녀가 있는 부부는 지속적 빈곤 위험이 일반적으로 인구 평균보다 훨씬 낮으며 유일한 예 외가 이탈리아이다. 자녀 없는 부부의 경우 좀 더 다양한 패턴이 나타나는데 호주와 오스트 리아, 벨기에, 프랑스, 그리스, 포르투갈, 스페인에서는 인구 평균보다 높은 확률을 보인다. 만성적인 빈곤의 위험에 있어서 이러한 차이가 나타나는 것은 주로 가구 구성원들의 고용 상태 때문이다. 평균적으로 실업가구에 거주하는 이들은 지속적 빈곤 확률이 전체 인구의 다 섯 배에 육박(그림 6.3, 패널 B)하며 캐나다, 덴마크, 네덜란드에서는 더 높다(표 6.2의 오 른쪽 패널). 실업가구의 지속적 빈곤 위험에 이러한 국가별 차이가 나타나는 것은 이들 가구 의 경제적 상황과 실업지속기간의 차이 때문이다. 마지막으로 지속적 빈곤의 위험은 성별에 따라서도 다르게 나타난다. 여성은 항상 남성보 다 만성적 빈곤에 시달릴 확률이 높으며 이러한 현상은 오스트리아와 벨기에, 덴마크, 핀란드 에서 특히 두드러진다(표 6.3). 이렇게 만성빈곤의 확률이 높은 것은 대개 자녀 유무에 관계없 이 싱글 여성의 상황 때문이다. 혼자 사는 여성들(주로 여성 노인)의 지속적 빈곤 확률은 전체 인구의 2.7배이며 오스트리아, 덴마크, 핀란드, 네덜란드에서는 훨씬 더 높다. 자녀를 둔 편모 의 경우 최소한 한번이라도 빈곤을 경험할 확률이 전체 인구보다 높으며 이러한 확률은 임시 빈곤에서 반복빈곤으로, 그리고 지속적 빈곤으로 넘어가면 높아지는데 네덜란드와 덴마크에서 특히 그렇다. 9 빈곤 진입, 탈피 및 발생 시계열종적 데이터 사용의 장점 중 하나는 빈곤으로의 이행과 빈곤으로부터의 탈피, 그리 고 빈곤 이동률을 분석할 수 있다는 점이다. 그림 6.4는 이 장에서 다루고 있는 3년간의 소득 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 161

164 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 162 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

165 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 163

166 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 Ⅲ. 빈곤의 특성 164 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤 그림 6.4. 소득빈곤 진입 및 탈피, 2000년대 초반 중위 기준점 50% 기준 빈곤 A. 탈출율(빈곤에서 탈피한 이들의 비율) 아 일 랜 드 미 국 캐 나 다 포 르 투 갈 이 탈 리 아 그 리 스 핀 란 드 일 본 영 국 OECD-17 호 주 룩 셈 부 르 크 독 일 스 페 인 벨 기 에 오 스 트 리 아 프 랑 스 덴 마 크 네 덜 란 드 B. 진입율(빈곤에 진입하는 전체 인구 비율) 룩 셈 부 르 크 독 일 오 스 트 리 아 네 덜 란 드 핀 란 드 벨 기 에 덴 마 크 프 랑 스 캐 나 다 일 본 OECD-17 포 르 투 갈 이 탈 리 아 영 국 미 국 아 일 랜 드 그 리 스 스 페 인 호 주 StatLink 주: 빈곤으로의 진입은 t-1 기간에는 빈곤하지 않았으나 t 기간에는 빈곤한 이들의 비율로 측정된다. 탈피률은 t-1 기간에는 빈곤 했으나 t 기간에는 더 이상 빈곤하지 않은 이들의 비율이다. 두 값은 3년간의 평균값이다. 미국 데이터는 SIPP에 기준한 것이 다. 왼쪽에서 오른쪽으로 갈수록 탈피율과 진입률이 높아진다. OECD-17은 일본을 제외한 나머지 국가들의 단순 평균인데 일 본은 소득정의(공공이전 후 세전 가구소득)가 다른 국가의 소득정의(가구가처분소득)와 다르다. 출처: 자세한 출처는 그림 6.1에서 제시. 빈곤 진입과 탈피(중위소득 기준점 50%)을 보여주고 있는데 진입율은 전체 인구 대비로 표시 되어 있고 탈피율은 이전 기간에 빈곤했던 사람들의 수를 이용해 계산했다. 10 평균적으로, 조사 대상인 전체 OECD 국가에서 특정 연도에 빈곤하지 않았던 모든 이들 중 대략 5% 정도가 다 음 해에 저소득을 경험하였으며 그 값은 호주, 스페인, 그리스의 6% 이상부터 룩셈부르크, 독 일, 오스트리아의 3% 미만까지 분포해 있다. 11 탈피율은 특정 연도에 빈곤한 것으로 분류되었 으나 다음 해에는 더 이상 빈곤하지 않은 이들의 비율로 표현되며 값은 평균 40%이고 덴마크 와 네덜란드의 50% 이상부터 아일랜드, 캐나다, 미국의 30% 이하까지 분포되어 있다. 12 이를 통해 알 수 있는 것은 빈곤 이동률이 전반적으로 높으나 국가별로 차이가 크다는 점이다

167 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 (OECD, 2001). 몇몇 실증적 연구에 따르면 기존 빈곤의 확률은 2년 이상 빈곤상태에서 생활한 후에는 빠 르게 감소한다(Bane and Ellwood, 1986; Stevens, 1994, 1999). 이론상으로는, 빈곤기간의 측정을 통해 저소득층이 직면한 위험을 더욱 잘 이해할 수 있어야 한다. 실제로는 이러한 측정 값들이 편의의 영향을 받을 수 있는데 이 점은 이 장에서 사용된 데이터(단기간에 걸친 데이 터)의 경우 특히 중요하다. 13 빈곤이 반복되는 정도를 보면 빈곤의 특성에 관한 다른 시각을 가질 수 있다. 빈곤발생 횟수도 중요한데 그 이유는 빈곤상태로 보낸 몇 년의 기간 동안 계속 해서 빈곤상태로 있었다는 것은 축적해둔 저축이 더욱 빠르게 줄어들었으며 이들의 생활수준 이 더욱 하락했을 뿐 아니라 국가 전체로 보아 소수의 사람들에게 빈곤이 더욱 집중되었음을 의미하기 때문이다. 14 표 6.4는 대상연도 중 1년(왼쪽 패널)이건 2년(오른쪽 패널)이건 소득빈곤자로 분류된 이 들 중 이후 연도에 각각 빈곤과 비( 非 )빈곤을 경험한 인구 비율을 보여주고 있다. 값이 1이면 연도 순서대로 해당 개인이 빈곤하다는 의미이고 0이면 그렇지 않다는 뜻이다. 예를 들어 101 은 첫해에는 빈곤했으나 두번째 해에는 빈곤에서 탈피했고 세번째 해에는 다시 빈곤에 빠졌다는 의미이다. 즉, 관찰 기간 중 두 번 빈곤을 경험했다는 의미이다. 여기서는 두 가지의 주요 패턴을 찾을 수 있다. 표 6.4. 소득 있는 빈곤층의 조사 대상 기간 중 연도별 빈곤의 경로 중위소득 50% 기준 빈곤 1년간 빈곤 2년간 빈곤 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 아일랜드 이탈리아 룩셈부르크 네덜란드 포르투갈 스페인 영국 미국 OECD 메모항목: 일본 미국 (PSID) StatLink 주: 각 칼럼은 3년의 기간 중 구체적인 빈곤을 경험한 개인의 비율을 나타내는데 0 은 빈곤하지 않은 해, 1 은 빈곤한 해를 의미 한다. 예를 들어 110 은 첫 해에는 빈곤하고 두번째 해에도 빈곤하나 세번째 해에는 빈곤하지 않다 는 의미이다. 미국 데이 터는 SIPP에 근거한 것이다(PSID에 근거한 수치는 참조용). 출처: 자세한 출처는 그림 6.1에서 제시. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 165

168 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 대상연도인 3년 중 2년간 빈곤한 사람들 가운데 101 같은 유형(평균 1%)은 첫 2년이 건(1.6%) 마지막 2년이건(1.8%) 2년 연속 빈곤한 사람들의 비율보다 낮다. 국가별 차이 (표준편차로 측정) 역시 중간 연도에 빈곤한 유형(101)보다는 2년 연속 빈곤한 유형(110 과 011)에서 더 크게 나타난다. 2년 연속 빈곤을 경험한 이들의 비율이 높은 국가는 3년간 의 지속적 빈곤율도 높은데, 이 같은 사실은 다른 형태의 만성빈곤들도 유사한 요소들로 설 명할 수 있음을 암시한다. 대상연도인 3년 중 1년 동안만 빈곤한 사람들은 후속연도에 나타나는 다양한 양상의 빈도 에서도 역시 차이를 보인다. 두번째 해에 빈곤층에 진입하고 세번째 해에는 빈곤에서 탈피하 는(010)사람들의 비율은 평균 2%이며 1.2%(핀란드, 독일, 네덜란드)부터 3%이상(호주)까 지 분포한다. 빈곤진입이나 탈피가 관찰되지 않는 경우(100과 001)가 좀 더 자주 발생하며 (양쪽 경우 모두 평균 3%정도) 이들 두 범주에 속하는 사람들(여기서 다루고 있는 3년 기 간에 진입하기 전에 이미 빈곤했던 사람들과 빈곤기간이 3년 이후에도 계속될 사람들 포함) 은 일반적으로 다른 사람들보다 빈곤기간이 더 길다. 빈곤으로의 진입을 촉발하는 요인들 빈곤층 사이에서 관찰되는 높은 이동성은 빈곤이라는 동태적 저변에 깔린 요인들의 성격에 관해 의문을 제기하도록 만든다. 어떤 유형의 사건들이 가계를 빈곤에 빠뜨리는 것일까? 임시 빈곤과 지속적 빈곤은 각각 다른 사건들로 촉발되는 것일까? 이러한 질문에 답하기 위해 여기 에서는 발생사건의 범위와 빈곤으로의 이행간의 관계에 대한 자료를 제시해 보았다. 한다. 빈 곤으로의 진입을 촉발하는 개인의 균등화 소득 감소는 가구소득과 가구구성 두 요인의 변화를 반영하며 실증적 연구들은 빈곤진입과 탈피의 가능성에 대해 두 요인의 중요성을 기술하고 있 다(Jenkins, 2000; OECD, 2001; Jenkins et al., 2001; Jenkins and Schluter, 2003; McKernan and Ratcliff, 2005; Valletta, 2006). 이러한 연구에 따르면 일반적으로 직장을 구하거나 결혼을 하면 빈곤에서 벗어날 확률이 높아지는 반면 실업자가 되거나 별거하게 되면 빈곤에 진입할 가능성이 높아진다(Duncan et al., 1993; Muffels et al., 1999; Oxley et alo., 2000; Finnie, 2000; Dubois and Jeandidier, 2000; Jeandidier et al., 2002; Fouarge and Layte, 2003, 2005). 다른 실증 적 연구에 따르면 이혼을 포함해 일부 사건은 남성보다 여성들에게 더 큰 영향을 미친다 (Bartfeld, 1998; Di Prete and McManus, 2000; Jarvis and Jenkins, 1999; Bianchi Lekha and Khan, 1999). 여기에서는 빈곤으로의 진입에 관련된 사건들에 대한 자료를 제시하고 있다. 접근방식은 OECD (2001)에서 사용된 것과 비슷하지만 여기에서 제시된 분석에서는 3년 동안 발생한 빈 곤을 순서별로 구분하고 가구주에 한정하기보다는 가구의 모든 구성원들을 다루고 있다. 여기 에서는 OECD (2001)에서와 마찬가지로 각 사건의 구체적인 하위 표본에 초점을 맞춤으로써 몇 가지 사건은 빈곤층 진입과 동시에 발생한다는 사실(예: 가족구조의 변화는 근로일수와 급 여를 낮춤으로써 개인의 노동력 공급에 영향을 미칠 수 있다)을 설명하고자 한다. 15 그림 6.5는 일정 범위의 사건들이 빈곤 진입 확률에 미치는 영향을 보여주고 있다. 대상이 되는 사건들은 i) 가족구조의 변화(자녀의 출생, 이혼, 별거, 사별 또는 유사 요인에 의한 변 166 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

169 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 화) ii) 가구 내 근로자의 수 감소 iii) 빈곤 진입 시 가장 큰 절대감소를 기록하는 소득 요소 (근로소득, 이전소득, 자본 및 기타 소득) 16 iv) 파악되지 않은 기타 사건 등이다. 빈곤진입을 야기하는 다양한 사건들의 중요성을 종합해 살펴보면, 여러 패턴을 찾을 수 있 다. 가족구조의 변화는 일반적으로 빈곤층으로의 진입을 촉발하는 중요한 요소이다. 평균적으로 모든 빈곤진입의 30% 가량을 차지하며 오스트리아, 덴마크, 포르투갈, 영국에서는 40%를 초과한다. 가구 내 근로자 수의 감소는 가족구조의 변화와는 별개로-전체 빈곤진입 중 5% 만을 차지 하는데 캐나다, 독일, 그리스, 네덜란드, 미국에서는 7% 이상을 차지한다. 17 소득 감소의 복합적인 영향은 전체의 약 30%를 차지하며 근로소득과 이전의 경우 비중이 비슷했고 자본소득은 비중이 작았다. 공공이전이 크게 감소하는 경우 자본소득 감소의 경우 보다 빈곤진입에 더 큰 영향을 미쳤는데 이런 현상은 미국을 제외한 모든 국가에서 나타났 고, 근로소득의 감소가 이전의 감소보다 더 중요한 국가는 조사대상 국가의 절반을 약간 넘 었다(오스트리아, 벨기에, 덴마크, 프랑스, 독일, 룩셈부르크, 네덜란드, 영국은 제외). % 그림 6.5. 빈곤진입을 촉발하는 요인들 빈곤진입시 경험하는 각 사건의 비율 미확인 자본 및 기타 소득 공적이전 근로소득 가구 내 근로자 수 감소 가족구조 변화 룩 셈 부 르 크 미 국 호 주 그 리 스 캐 나 다 네 덜 란 드 벨 기 에 스 페 인 독 일 프 랑 스 아 일 랜 드 이 탈 리 아 핀 란 드 영 국 포 르 투 갈 오 스 트 리 아 덴 마 크 OECD-17 StatLink 주: 왼쪽에서 오른쪽으로 갈수록 빈곤 진입시 가족구조의 변화를 겪은 사람들의 비율이 높은 국가임. 가구 내 근로자 수 감소 데 이터는 가족구조에 변화가 없었던 이들이라는 하위 표본에 기반하고 있음. 빈곤 진입시 가장 큰 절대 감소를 기록한 소득요소 (근로소득, 공적이전과 자본소득 중) 데이터는 가족구조와 가구 내 근로자 수에 변화가 없는 이들이라는 하위 표본에 기반하고 있음. 미국 데이터는 SIPP 기준. 출처: 자세한 출처는 그림 6.1에서 제시. 빈곤진입 중 상당비율(평균 30%)은 이러한 요인으로 설명되지 않는데 호주와 그리스, 룩셈 부르크, 미국에서는 그 비율이 훨씬 높다. 여러 사건들이 빈곤 진입에 기여하는 역할은 빈곤집단별로 다양하다. 그림 6.6에서는 대상 국가인 OECD 17개국의 평균을 보여주고 있는데 1년간만 빈곤상태였던 사람들(왼쪽 막대그래 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 167

170 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 프)과 3년 중 마지막 2년간 빈곤한 이들(중간 막대그래프), 첫 해와 마지막 해에 빈곤한 이들 의 사건별 빈곤진입 비율을 보여주고 있다. 일반적으로, 일시적으로 빈곤한(1년)이들에게는 가 정환경변화가 매우 중요한 요소였으나 2년 연속 빈곤한 이들에게는 중요성이 덜했는데 이들에 게는 공적이전의 감소가 빈곤진입에 더 큰 비중을 차지하고 있었다. 첫 해와 세번째 해에 빈곤 한 이들(맨 오른쪽 막대그래프)의 경우에는 1년간 빈곤한 이들과 비교해 가정환경변화와 노동 시장 상황이 갖는 중요성은 덜한 반면 파악되지 않은 원인이 더 큰 비중을 차지하고 있었다. 이러한 양상을 통해서 알 수 있는 것은 빈곤기간(즉, 저소득을 기록하는 햇수)과 빈곤 횟수(연 속 및 불연속)가 빈곤의 동태을 이해하는데 중요하다는 점이다. 그림 6.6. 빈곤 집단별 빈곤 진입을 야기하는 요인의 비율, OECD 평균 빈곤 진입시 해당 사건을 경험하는 이들의 비율 미확인 자본 및 기타 소득 공적이전 근로소득 가구 내 근로자 수 감소 가족구조 변화 출처: 자세한 출처는 그림 6.1에서 제시. StatLink 소득이동과 빈곤지속 관찰된 빈곤의 진입과 탈피 양상 및 빈곤재발 횟수는 빈곤이동에 있어 중요하다. 이것은 중요한 정책 사안인데 사회에서의 빈곤의 규모와 특성은 소득 이동성의 정도와 밀접하게 연관 되어 있기 때문이다. 18 저소득층에서 이동성이 낮다는 것은 고질적인 정체적 빈곤의 위험이 높 다는 의미이며, 역으로 지속적 빈곤은 평생 동안의 소득불평등을 내포하고 있으며 불평등한 기 회의 상징 이 될 수 있다. 이런 점에서 소득이동성이 높으면 좀 더 평등한 평생소득 분배로 이어질 수 있으며 사회경제적으로 신분상승할 수 있다는 개인의 기대에도 영향을 미칠 수 있 다. 여기에서는 이러한 문제의 조사를 위해 사람들이 조사대상기간인 3년 중 첫 해와 마지막 해에 소득 오분위 집단 중 어디에 위치해 있었는지 살펴보았다. 이 두 해의 t1과 t2- 소득 이동성과 빈곤 동태간의 관계는 간단한 예를 통해 표현할 수 있다. 소득에 변함이 없다면 소득분배와 빈곤율 역시 동일할 것이다. 그러나 t1에서 빈곤했던 이들 중 일부는 t2에는 빈곤에서 빠져나온 상태일 수도 있으며 t2 에서 빈곤해진 동수의 개인 들에 의해 대체된 것일 수도 있다. 19 이것은, 불평등과 빈곤의 정적 소득 측정값에 변함이 없는 경우라 할지라도 소득이동이 발생할 수 있음을 의미한다. 소득 이동성이 높으면 2년 연속 빈곤 할 확률이 낮으며 높은 소득 이동성은 평생빈곤과 평생소득의 분배가 좀 더 평등함을 의미한 다. 다시 말하면 소득이동성이 높다는 것은 빈곤이 지속적이기보다는 일시적이라는 의미이다. 168 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

171 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 표 6.5는 OECD 17개 국가 평균값으로, 3년 중 첫 해와 마지막 해 사이의 균등화(가구)소 득 분배의 오분위 집단간 소득이동의 정도를 보여준다. 20 이 짧은 기간 중에 소득이동성의 규 모는 상당히 컸는데 표본의 40% 정도만이 3년 동안 동일 오분위 집단에 머물러 있었다. 그러 나 소득이동성은 최하위 집단과 최상위 집단의 경우 크게 낮아서 이 두 집단에 속하는 이들 중 거의 70%가 3년 내내 동일한 소득집단에 머물러 있었으며 이동한 이들도 한 계단, 많아야 두 계단 이동했다(국가별 이동 매트릭스는 있는 표 6.A1.2 참조). 표 6.5. 소득 오분위간 이동 매트릭스, OECD 평균 최종 연도 Q1 Q2 Q3 Q4 Q5 초년도 Q Q Q Q Q 출처: 자세한 출처는 그림 6.1에서 제시. StatLink 표 6.6은 개별 국가의 이동성 패턴에 대한 추가적인 정보를 보여주고 있다. 왼쪽 패널은 대상 기간인 3년간의 소득 비이동성 의 규모, 즉 국가별로 기준연도와 최종연도에 동일한 소득 오분위에 머물러 있는 이들의 비율을 보여준다. 모든 국가에서 최하위 및 최상위 집단에 머물러 있는 사람들의 비율이 다른 집단의 비율을 크게 상회했다. 예를 들어 3년 후 최하위 집 단에 머물러 있는 사람들의 비율은 핀란드와 룩셈부르크는 70%를 초과했고 스페인의 경우는 60%에 미치지 못했으며 미국은 다른 국가들의 평균 수준이었다. 표 6.6의 오른쪽 패널은 이 동성의 또 다른 요소, 즉, 인접한 집단으로의 이동성을 첫 해 각 오분위에 속하는 이들의 비율 로 보여주고 있다. 평균적으로 특정 오분위 집단에 속한 이들 중 약 21%가 다음 집단으로 이 동하는데, 기간을 더 길게 잡는다 해도 같은 양상이 나타난다(Yaqub, 2000). 표 6.6은 첫 해에 소득빈곤을 기록한 이들의 이동성을 구체적으로 살펴보기 보다는 전체 표본의 소득이동성 정도를 나타내고 있다. 빈곤층의 소득이동성 패턴은 표 6.7에 나타나 있는 데 첫 해에 기준점 50% 미만의 소득을 기록한 사람들 중 마지막 해에 i) 여전히 50% 기준점 미만인 사람들, ii)중위소득 50%에서 75% 사이인 사람들, iii) 중위소득 75%에서 중위 소득 값 사이인 사람들 또는 iv) 중위소득을 초과하는 사람들을 보여주고 있다. 표에 따르면 평균적 으로 첫 해 소득빈곤을 기록한 이들 중 약 55%가 마지막 해에 중위소득의 50%에 훨씬 못 미 치는 소득을 올렸는데 아일랜드와 이탈리아, 포르투갈, 미국에서는 그 비율이 더 높았다(60% 이상). 평균적으로 첫 해 소득이 중위 50% 미만인 사람들 중 8%만이 마지막 해에 중위소득 을 초과하는 소득을 올리고 있다. 그러나 이 비율은 오스트리아, 벨기에, 네덜란드, 영국에서는 10%를 초과하고 있다. 50% 기준점을 초과한 이들 중 반 이상이 마지막 해에 중위 50%에서 75% 사이의 소득을 올렸으며 이 비율이 덴마크, 독일, 프랑스, 룩셈부르크, 네덜란드에서는 30%를 넘었다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 169

172 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 표 년간의 소득이동성과 비이동성 최초년도 각 오분위에 속하는 이들의 비율 동일 오분위에 머물러 있는 이들의 비율 Q1 Q2 Q3 Q4 Q5 Q1부터 Q2 까지 인접 오분위로 이동한 이들의 비율 Q2 부터 Q3까지 Q3부터 Q4까지 Q4 부터 Q5까지 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 아일랜드 이탈리아 룩셈부르크 네덜란드 포르투갈 스페인 영국 미국 OECD 메모항목: 미국 (PSID) StatLink 주: 표에서는 3년 중 기준연도와 최종연도 사이에 한 집단에서 인접집단으로 이동한 이들의 비율을 보여주고 있다. 미국 데이터는 SIPP에 근거한 것이다(PSID 데이터는 참조용). 출처: 자세한 출처는 그림 6.1에서 제시. 결론 시계열종적 소득데이터는 소득빈곤에 대한 우리의 평가 자료를 풍부하게 제공해 준다. 특 히 이 장에서 제시된 자료들은 여러 가지 패턴을 보여준다. 첫째, 빈곤을 일시적으로 경험하는 이들의 비율이 높으며 3년 내내 계속 빈곤을 겪는 사람 들의 비율은 5% 정도에 불과하다. 그렇지만 만성적으로 저소득을 기록하는 이들의 비율은 무시할만한 비율이 아니며 이들의 비율은 사용된 빈곤기준점이 올라가면 함께 상승한다. 또 한, 국가별 차이도 상당하며 고려하는 빈곤 카테고리가 달라지면 국가별 차이도 커진다. 둘째, 지속적 빈곤, 반복빈곤, 또는 일시적 빈곤에 속하는 이들의 사회 인구학적 특성을 분 석해보면 노인층, 여성, 실업 가구는 다른 집단보다 만성적 빈곤에 취약함을 알 수 있다. 셋째, 빈곤 이동률이 높지만 국가별 차이가 크다. 반복적인 빈곤발생(즉, 대상 기간 중 빈곤 층으로 재진입 함을 의미)도 만성적 빈곤보다 빈도가 낮다. 빈곤에의 진입은 가정환경변화와 직장관련 사건을 반영하는 경우가 많으나 파악되지 않은 사건의 비율 역시 상당했다. 국가간 차이 역시 고려할만한데 유럽 국가에서는 가정환경변화의 비중이 좀 더 높았고 미국은 소득 감소가 좀 더 중요했다. 넷째, 소득이동성을 분석해보면 상당한 말단 경직성 을 보인다. 즉, 최하위 또는 최상위 오분위에 머물러 있는 사람들의 비율이 평균적으로 70%에 육박하며 소득빈곤자 중 분배의 170 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

173 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 상위계층으로 진입하는 이들의 비율은 낮다. 일시적 빈곤과 계속빈곤의 구분, 그리고 서로 다른 빈곤집단에 속하는 이들의 사회인구학 적 특징은 정책수립에 중요성을 갖는다. 최근의 여러 개혁노력은 사회부조 프로그램에 내재된 빈곤의 덫 제거를 목적으로 하고 있으며 이를 성공시키려면 특정 집단을 목표로 하는 추진 체계가 필요하다. 이러한 대상 집단의 특성을 더 잘 파악하기 위해서는 장기간 동일 대상을 추 적하여 설문조사를 제대로 실시해야 한다. 그러나 이 장에서 제시된 분석 내용을 보면 전체 인 구 중 상당 비율이 저소득을 경험하고 있음을 알 수 있다. 표 6.7. 관찰 최초년도와 최종연도의 소득 수준이 다른 소득 빈곤층 비율 중위 50% 미만 최초년도에 중위소득 50% 미만 소득자들의 최종연도 소득 중위 50%에서 75% 사이 중위 75%에서 100% 사이 중위소득 초과 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 아일랜드 이탈리아 룩셈부르크 네덜란드 포르투갈 스페인 영국 미국 OECD 메모항목: 미국 (PSID) 주: 미국 데이터는 SIPP 기준(PSID 기준 데이터는 참조용). 출처: 자세한 출처는 그림 6.1에서 제시. StatLink 주 1. 이러한 문제들 가운데 가장 중요한 것은 표본의 상실과 불완전한 자료수집이다. 표본의 상실은, 모 든 설문조사 기간에 설문에 참여하지 않는 사람들이 있을 때 발생한다. 표본의 상실은 무작위로 발 생하지 않는 경우가 많기 때문에 적절한 처리가 없으면 표본 수치는 왜곡될 수 있다. 불완전한 자료 수집 censoring은 빈곤기간의 시작점이 관찰되지 않거나(좌측 센서링) 설문조사 기간이 끝날 때까지 빈 곤기간이 계속되고 있을 때(우측 센서링) 발생한다. 이러한 두 가지 문제점은 개별 데이터를 기반으 로 기간이나 이동 모델을 추정할 때(특히 평균 빈곤기간을 산정할 때) 중요하다. 이 장에서 제시하 고 있는 분석에서는 이러한 선별 과정에 의한 잠재적 왜곡을 무시하고 있지만 국가차원의 연구 결 과들은 일반적으로 단순한 모델에서 추출한 수치가 복잡한 모델에서 나온 수치와 별로 다를 게 없 다는 결론을 내리고 있다(Cappellari and Jenkins, 2004). 2. 유럽 국가의 데이터는 유럽공동체가구패널 ECHP를 기준으로 한 년 자료이며, 캐나다는 노 동 및 소득동태조사 SLID 기준의 년 자료이고, 호주는 호주 가구소득 및 노동동태조사의 년 자료이다. 미국의 경우 출처가 두 가지이다 년 자료는 소득 및 프로그램 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 171

174 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 참여 조사 SIPP를 출처로 하고 있으며 1999년, 2001년, 2003년 자료는 출처가 소득동향패널조사 PSID 이다. PSID(과거 OECD 분석에 사용된 출처)를 근거로 한 추정값은 참조용으로 제시하고 있는데 PSID에서는 대상자들을 2년 간격으로 조사하고 있기 때문이다. 일본의 경우 2005년부터 2007년까 지의 데이터는 게이오 가구패널조사를 출처로 하고 있다. 일본의 빈곤 데이터는 공적이전 이후의 세 전 가구소득을 기준으로 한다. 이러한 소득 정의의 차이 때문에 이 장의 그림과 표에서는 일본 데이 터를 메모항목 으로 표시하고 있다. 캐나다와 호주, 미국 PSID의 경우 빈곤 데이터는 국가간 균등 화 파일 CNEF을 통해 확보할 수 있다. Burkhauser et al.(1995, 2001) 참조. 3. 미국 SIPP 설문조사의 가구소득데이터는 세전 및 이전 전 before tax and transfer 값이다. 세후 및 이전 후 소득은 미국 소득 NBER의 인터넷 TAXSIM 모델 버전8을 총 소득기록에 적용함으로써 산출했다( 및 Feenberg and Coutts, 1993 참 조). 4. 몇몇 연구에서는 계량경제적 모델을 사용해 특정 국가의 빈곤 동향을 분석했다. 관찰되지 않은 이종 성을 가진 여러국가의 여러기간 이행모델의 예는 Stevens(1999), Jenkins and Rigg(2001), Devicienti(2001a; 2001b), Hansen and Wahlberg(2004), Biewen(2006), Fertig and Tamm (2007)을 참조한다. 빈곤 탈피 및 재진입의 단일 기간을 기준으로 한 연구에는 Oxley et al. (2000), Fouarge and Layte(2005)등이 있다. 그 외에도 Iceland(1997), Jenkins(2007), Duncan et al.(1984; 1993), Bane and Ellwood(1986), Stevens(1994; 1995; 1999), Burgess and Propper(1996; 1999)를 참조한다. 5. 표본 중 3년 모두 설문에 응한 이들만 포함되어 있다. 6. 두 개의 데이터 출처에서 나온 빈곤 대상자수 간 상관관계는 중위소득 기준점 60%과 50% 모두 대 략 0.9이다. 그림 6.1에 나타난 평균 빈곤율 역시 전체( 비균형 )표본을 기준으로 계산한 데이터 에 매우 근접했다. 7. 중위 기준점 40%의 경우 OECD 평균 빈곤율은 5%로 하락하며 기준점이 60%로 올라가면 16%를 초과한다. 국가순위는 어떤 기준점을 사용했는가에 별 영향을 받지 않는다. 즉, 한 가지 기준점에서 수위를 차지했던 국가들은 기준점이 바뀌더라도 역시 수위를 차지한다. 8. 이 장에서 사용된 연령집단은 제2장과 제5장에서 사용된 연령집단과 약간 다르다. 9. 이 장에서 제시한 모든 데이터가 표본 크기 최소 50건 관찰을 기준으로 하고 있으나 빈곤 대상자수 가 적은 국가(예: 덴마크)의 자료는 극단적인 수치를 반영할 수도 있다. 10. 빈곤으로의 진입은 전체 인구 중 t-1 시기에는 빈곤하지 않았으나 t 시기에는 빈곤한 이들의 비율 로 측정된다. 탈피비율은 t-1시기에는 빈곤했으나 t 시기에는 빈곤하지 않은 이들의 비율이다. 11. 빈곤으로의 진입율과 빈곤 인원수 간에는 양(+)의 상관관계가 나타나며 통계학적으로 유의미하다 (상관계수 0.89). 즉, 빈곤율이 높은 국가는 빈곤진입 위험도 높다. 12. 이 경우 빈곤으로부터의 탈피률과 빈곤율 간에는 음(-)의 상관관계가 나타나며 통계학적으로 유의 미하다(상관계수는 -0.74). 그러므로 빈곤 탈피 확률은 빈곤 인원수가 높으면 낮아진다. 13. 이것은, 첫 해에 빈곤층으로 분류된 이들에게는 빈곤 진입이 관찰되지 않고 마지막 연도에 여전히 빈곤한 이들의 경우 탈출이 관찰되지 않기 때문이다. 좀 더 일반적으로는, 데이터의 우측 센서링과 좌측 센서링을 제대로 처리하지 않는 경우 빈곤 기간 추정에 왜곡이 발생할 수 있다. 14. 그러나 Fouarge and Layte(2005)에서 지적한 바와 같이 빈곤기간을 길게 갖는 것이 짧게 여러 번 갖는 것보다 더 심각한지의 여부는 불확실성의 회피정도에 달려 있다. 172 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

175 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 15. 예를 들어 직장 관련 사건이 빈곤 진입에 미치는 영향은, 우선 가족구조의 변화를 겪은 전체 가구 를 파악한 후 가족구조의 변화가 없는 표본을 골라내 직장 관련 사건이 기여한 효과를 계산함으로 써 측정한다. 16. 이 변수는 급여가 낮은 일자리로의 이동이나 이전 또는 자본소득의 감소에 의한 소득 손실의 영향 을 파악하기 위해 OECD(2001) 사용했다. 17. 그러나 이것은 단순히 여러 사건을 고려하는 특정한 순서를 반영할 수도 있다(가구 내 근로자 수 감소가 가족 해체와 관련된 것이라면, 여기서 사용한 접근방식에 따르면 가족구조의 변화에 해당된 다. 공적이전이 가족 위상의 변화에 의해 감소했다면 이 역시 가족구조의 변화에 해당된다). OECD (2001)에 나타난 바와 같이 이 절차는 가정환경변화 대비 근로자의 수 변화와 근로자수 변화 대비 소득감소의 중요성을 약화시킨다. 18. 전반적인 소득 분포에 있어서 두 시점에 약간의 변화만 관찰되었다 해도 소득이동이 존재할 수는 있지만 미시적 수준의 안정이 반드시 개인 수준의 안정을 의미하는 것은 아니다. 19. t1 시점과 t2시점의 소득간 상관계수는 개인의 소득이 이 두 시기에 변화하지 않은 경우에만 1이 된다. 반대로, 어떤 사람들은 빈곤에서 탈출할 수 있을 정도로 소득이 상승했고 이들과 동수의 사람 들은 소득이 감소하여 빈곤에 진입하게 되었다면 상관계수는 1보다 낮아지게 될 것이다. Glewwe 참조(2005 and 2007). 20. 모든 국가의 이동성 매트릭스는 부록을 참조한다. 참고문헌 Atkinson, T. (1983), The Economics of Inequality, 2nd edition, Clarendon Press, Oxford. Bane, M.J. and D. Ellwood (1986), Slipping Into and Out of Poverty: The Dynamics of Spells, Journal of Human Resources, Vol. 21, No. 1. Bartfeld, J. (1998), Child Support and the Postdivorce Economic Well-being of Mothers, Fathers, and Children, Institute for Research on Poverty Discussion Paper, No , University of Wisconsin. Bianchi Lekha, S.L. and J.R. Kahn (1999), The Gender Gap in the Economic Well-Being of Nonresidential Fathers and Custodial Mothers, Demography, Vol. 36, No. 2. Biewen, M. (2006), Who Are the Chronic Poor? An Econometric Analysis of Chronic Poverty in Germany, Research on Economic Inequality, Vol. 13. Burgess, S. and C. Propper (1996), Poverty Dynamics among Young Americans, Centre for Economic Policy Research, Discussion Paper No. 1362, London. Burgess, S. and C. Propper (1999), An Economic Model of Household Income Dynamics, With an Application to Poverty Dynamics Among American Women, University of Bristol, Centre for Economic Policy Research, Discussion Paper No. 1830, London. Burkhauser, R.V., B.A. Butrica and M.C. Daly (1995), The Syracuse University PSID, GSOEP Equivalent Data File: A Product of Cross-National Research, All-University Gerontology Center, Maxwell School of Citizenship and Public Affairs, Syracuse University, United States. Burkhauser, R.V., B.A. Butrica, M.C. Daly and D.R. Lillard (2001), The Cross-National Equivalent File: A Product of Cross-National Research, in I. Becker, N. Ott, and G. Rolf (eds.), Soziale Sicherung in Einer Dynamischen Gesellschaf (Social Insurance in a Dynamic Society), Campus Verlag, Frankfurt. Burniaux, J.M., F. Pedrini and N. Brandt (2006), Labour Market Performance, Income Inequality and Poverty in OECD Countries, OECD Economic Department Working Paper, No. 500, OECD, Paris. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 173

176 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 Cappellari, L and S.P. Jenkins (2004), Modelling Low Pay Transition Probabilities: Accounting for Panel Attrition, Non-Response and Initial Conditions, Institute for Social and Economic Research, ISER Working Paper No , University of Essex. Devicienti, F. (2001a), Poverty Persistence In Britain: A Multivariate Analysis Using The BHPS, , in P. Moyes, C. Seidl and A.F. Shorrocks (eds.), Inequalities: Theory, Measurement and Applications, Journal of Economics, Suppl. No. 9. Devicienti, F. (2001b), Estimating Poverty Persistence in Britain, LABORatorio R. Revelli, Working Paper Series, No. 1, Torino. Di Prete, T.A. and A. McManus (2000), Family Change, Employment Transitions, and the Welfare State: Household Income Dynamics in the United States and Germany, American Sociological Review, Vol. 65. Dubois, C. and B. Jeandidier (2000), Dans quelle mesure les événements d emploi et les événements familiaux peuvent-ils expliquer les transitions individuelles de pauvreté?, in Bertrand et al. (eds.), Trajectoires d emploi et conditions d existence des individus, Céreq, Séminaires, No. 148, Marseille. Duncan, G.J., R.D. Coe and M.S. Hill (1984), The Dynamics of Poverty, in G.J. Duncan, R.D. Coe, M.E. Corcoran, M.S. Hill, S.D. Hoffman and J.N. Morgan (eds.), Years of Poverty, Years of Plenty: The Changing Economic Fortunes of American Workers and Families, Institute for Social Research, University of Michigan, Ann Arbor, United States. Duncan, G., B. Gustafsson, R. Hauser, G. Schmauss, H. Messinger, R. Muffels, B. Nolan and J.-C. Ray, (1993), Poverty Dynamics in Eight Countries, Journal of Population Economics, Vol. 6. Dynan, K.E., D.W. Elmendorf, D.E. Sichel (2007), The Evolution of Household Income Volatility, Federal Reserve Board and Brookings Institution, Draft, June. Feenberg, D.R. and E. Coutts (1993), An Introduction to the TAXSIM Model, Journal of Policy Analysis and Management, Vol. 12, No. 1. Fertig, M. and M. Tamm (2007), Always Poor or Never Poor and Nothing in Between? Duration of Child Poverty in Germany, Working Paper No. 59, ECINEQ, Society for the Study of Economic Inequality, Spain. Finnie, R. (2000), Low Income (Poverty) Dynamics in Canada: Entry, Exit, Spell Durations, and Total Time, Applied Research Branch Strategic Policy Human Resources Development Canada Working Paper, No. W-00-7E. Fouarge, D. and R. Layte (2003), Duration of Poverty Spells in Europe, EPAG Working Paper, No , University of Essex, Colchester, United Kingdom. Fouarge, D. and R. Layte (2005), Welfare Regimes and Poverty Dynamics: The Duration and Recurrence of Poverty Spells in Europe, Journal of Social Policy, Vol. 34, No. 3. Glewwe, P. (2005), How Much of Observed Economic Mobility Is Measurement Error? A Method to Remove Measurement Error, with an Application to Vietnam, Unpublished paper, Department of Applied Economics, University of Minnesota, United States. Glewwe, P. (2007), Measurement Error Bias in Estimates of Income and Income Growth among the Poor: Analytical Results and a Correction Formula, Economic Development and Cultural Change, Vol. 56. Hansen, J. and R. Wahlberg (2004), Poverty Persistence in Sweden, IZA Discussion Paper, No. 1209, Institute for the Study of Labor (IZA), Bonn. Iceland, J. (1997), The Dynamics of Poverty Spells and Issues of Left-Censoring, Research Report No , Population Studies Center, University of Michigan, Ann Arbor. Jarvis, S. and S.P. Jenkins (1999), Marital Splits and Income Changes: Evidence from the British Household Panel Survey, Population Studies, Vol. 53. Jeandidier, B., C. Bourreau-Dubois and F. Berger ( 2002), Poverty Dynamics in Europe: An Approach in Terms of Work and/or Family-Related Events, Working Paper du réseau européen COST A15 Reforming Social Protection Systems in Europe, Urbino. Jenkins, S.P. (2000), Modelling Household Income Dynamics, Journal of Population Economics, Vol. 13, No. 4, Springer. 174 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

177 Ⅲ. 빈곤의 특성 6. 소득빈곤은 시간이 흘러도 지속될 것인가?: 시계열 종적 데이터에서 발췌한 증거 Jenkins, S.P. (2007), Approach to Modelling Poverty Dynamics, Paper presented at the workshop Dynamic Analysis using Panel Data: Applications to Poverty and Social Exclusion, Torino, June 25. Jenkins, S.P. and C. Schluter (2003), Why Are Child Poverty Rates Higher in Britain than in Germany? A Longitudinal Perspective, Journal of Human Resources, Vol. 38, No. 2. Jenkins, S.P., J. Rigg and F. Devicienti (2001), The Dynamics of Poverty in Britain, Department for Work and Pensions, Research Report No. 157, London. McKernan, S.-M. and C. Ratcliffe (2005), Events that Trigger Poverty Entries and Exits, Social Science Quarterly, Vol. 86, No. 5. Muffels, R., D. Fouarge and R. Dekker (1999), Longitudinal Poverty and Income Inequality. A Comparative Panel Study for the Netherlands, Germany and the UK, EPAG-Working Paper Series, No. 1, University of Essex. OECD (1998), Low-income Dynamics in Four OECD Countries, OECD Economic Outlook, Chapter VI, OECD, Paris. OECD (2001), When Money is Tight: Poverty Dynamics in OECD Countries, Chapter 2 in Employment Outlook, OECD, Paris. OECD (2006), Society at a Glance OECD Social Indicators, OECD, Paris. Oxley, H., P. Antolín and T.-T. Dang (2000), Poverty Dynamics in Six OECD Countries, OECD Economic Studies, No. 30, OECD, Paris. Stevens, A. Huff (1994), The Dynamics of Poverty Spells: Updating Bane and Ellwood, American Economic Review, American Economic Association, Vol. 84, No. 2. Stevens, A. Huff (1995), Climbing Out of Poverty, Falling Back In: Measuring the Persistence of Poverty over Multiple Spells, NBER Working Paper No 5390, National Bureau of Economic Research, Inc., Cambridge, Massachusetts. Stevens, A. Huff (1999), Climbing out of Poverty, Falling Back In: Measuring the Persistence of Poverty over Multiple Spells, Journal of Human Resources, Vol. 34, No. 3. Valletta, R.G. (2006), The Ins and Outs of Poverty in Advanced Economics: Government Policies and Poverty Dynamics in Canada, Germany, Great Britain and the United States, Review of Income and Wealth, Vol. 52, No. 2. Yaqub, S. (2000), Intertemporal Welfare Dynamics, Background paper prepared for the Human Development Report 2001 (UNDP), Brighton. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 175

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179 제3절 제7장 비소득 빈곤: 물질적 결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? * 여러 유형의 결핍 데이터를 총괄하는 측정값을 기준으로 하면 1인당 소득이 낮고 상 대적 소득빈곤 대상자수가 많은 국가에서는 비소득 빈곤이 높게 나타난다. 결핍의 경 험은 소득 및 연령과 함께 단조롭게 감소한다. 한 해 동안, 소득빈곤층 중 상당수가 물질적으로는 결핍되지 않았으나 인구 중 상당 비율이 저소득이나 결핍을 겪는 현상 이 나타날 수 있다. * 이 장은 OECD 경제 부서의 로미나 보아리니와 OECD 사회정책과의 마르코 미라 데르콜이 작성했다. EU 국가, 일본, 미국, 호 주의 개별 데이터에 기반한 표를 보내준 헝가리 사회연구센터의 마르톤 메드기예시와 도쿄 국립 인구 및 사회보장연구소의 아 베 아야, 독일 프라이부르그 대학의 아데론케 오시코미누, OECD의 마크 피어슨에게 감사드린다.

180 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 서론 소득은 사람들의 경제적 자원과, 이러한 자원이 이들의 기본적인 욕구를 어느 정도까지 충 족해줄 수 있는지를 측정하는 수단의 일부일 뿐이다. 저소득계층 중에는 공공기관과 친인척들 로부터 현물 지원을 받는 이들도 있을 수 있고 축적해둔 저축과 대출을 이용해 일정수준의 생 활수준을 누리는 사람들도 있을 수 있다. 반대로, 전통적인 기준점 이상의 소득을 갖고 있는 경우에도 질병과 장애로 인해 특별한 욕구가 발생하거나 육아 등 근로와 관련된 고비용이 발 생하면 이를 충족하기에 부족할 수도 있다. 전통적인 소득 측정방법으로는 이러한 욕구를 파악 할 수가 없기 때문에 빈곤 연구를 수행하는 학자들은 개인과 가구가 사회에서 수용할만한 생 활수준을 누리기 위해 필요한 재화와 시설에 어느 정도로 접근성을 갖고 있는지 직접적으로 측정할 수 있는 방법을 오랫동안 찾아왔다. 이 장에서는 비교 관점에서 물질적 결핍 측정값을 통해 무엇을 파악할 수 있는지 살펴보도 록 한다. 물질적 결핍의 개념적 토대를 설명한 후 두 개의 접근방식을 사용하여 물질적 결핍의 규모와 특징을 보여주는 증거를 제시하였다. 첫번째 접근방식은 OECD 국가의 광범위한 결핍 아이템들의 평균값에 기반한 것인데 이들 아이템 전반에 걸쳐 단순평균으로 산출한 요약 측정 값도 함께 제시하도록 한다. 이 접근방식은 광범위한 아이템과 국가를 포괄할 수 있으나 국가 별로 정확히 비교 가능하지는 않은 설문에 의존하고 있다(일부는 빠져 있음). 두번째 접근방식 은 각 개인이나 가구가 좀 더 제한적인 수의 결핍 아이템을 경험하는 정도를 기반으로 하고 있으며 동시에 몇 명의 사람들이 몇 가지 결핍을 축적하고 있는지를 고려하여 산출한 요약값 을 함께 제시한다. 마지막 부분에서는 핵심 패턴을 요약제시하고 정책에의 시사점을 알아보도 록 한다. 빈곤측정을 위한 또 다른 접근방식인 물질 결핍 빈곤은 복잡한 현상이며 측정방법에 따라 그 규모와 진화에 대해 다른 시각을 제시한다. 1 다양한 대안적 조치가 개발되었지만 빈곤 측정에의 모든 접근방식들은 다음의 사양에 의존하 고 있다. i) 빈곤층과 비 빈곤층을 나누는 기준 ii) 빈곤층이 기준점에서 어느 정도의 거리에 위치해있는지 나타내는 지수가 그것이다. 빈곤측정방법들은 다음의 두가지 차원으로 구분된다. 첫째, 사용된 측정단위가 화폐적 인지 비화폐적 인지 둘째, 이러한 측정방법이 투입 (간접적 빈곤측정법)을 의미하는지 결과 (직접적 방 법)를 의미하는지 이 보고서의 앞부분에 제시된 방법들을 포함해 대부분의 빈곤측정방법은 화폐적 및 투입 기준이고 투입은 웰빙을 달성하는데 필요한 자원을 의미한다. 소득 측정은 이 범주에 178 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

181 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 속하며 절대적 기준점에 의존하는가 상대적 기준점에 의존하는가에 따라 구분될 수 있다. 2 보완적 접근방식은 빈곤 결과 를 측정하는 것이고 사람들의 최종적 조건을 달성하는 데 필요한 수단보다는 조건 자체에 초점을 맞춘다. 결과는 일반적으로 웰빙 또는 생활수준 차 원의 결과를 의미하며 화폐 실제 가구지출이 일정한 최소 수준에 미달하는지 여부를 고려하는 측정방법의 경우에서처럼- 또는 비 화폐적 측정단위를 기준으로 측정된다. 물질적 결핍 측정 은 후자의 범주에 속한다. 즉, 비 화폐 단위이며 결과 중심의 빈곤측정 방식인 것이다. 물질적 결핍 측정에 대한 많은 관심은 타운센드의 연구 Townsend(1979)에서 나오는데 그는 여기에서 결핍의 개념을 편안한 삶을 누릴 능력의 부재 라는 좀 더 광범위한 개념과 연관시키고 있다. 타운센드에 이어 다른 학자들도 수치심 과 존엄성을 가진 편안한 삶을 누릴 능력의 부재 라는 개념을 강조해왔다(Sen, 1983). 오늘날 대부분의 학자들은 물질적 결 핍을 불충분한 자원 때문에 자신이 사는 사회에서 수용될만한 최소한의 삶의 방식에서 배제 된 상태 (Callan et al., 1993; Nolan and Whelan, 1996; Kangas and Ritakallion, 1998; Layte et al., 2001; Whelan et al., 2002; Perry, 2002) 또는 사회적으로 인정되는 필수 요소의 결핍 (Bradshaw and Finch, 2003; Nolan dn whelan, 1996)으로 정의하고 있다. 이들 정의에서 무엇이 수용할만하고 괜찮은 것이며 무엇이 그렇지 않은 것인지를 나누는 선은 국가마다 시기마다 다르다. 그래서 최소한 이론상으로는 물질적 결핍의 측정값은 상대적 기준점의 참조를 의미한다. 실제로는, 일단 일련의 결핍 아이템들이 파악되고 나면 시간의 흐 름에 따른 물질적 결핍의 변화는 사람들의 절대적인 생활조건의 변화를 반영하게 된다. 반대로 소득기준 측정값의 경우 이 모든 정의들은 자원이 공유되고 필요가 충족되는 기본단위로서 가 구라는 개념을 포함하고 있다. 물질결핍에 대한 이러한 정의는 광범위한 측정 방식들과 일관성을 보이며 최근의 많은 연 구는 결핍의 경험적 측정을 정교화하는 것을 목적으로 하고 있다. 이 연구는 많은 문제에 초점 을 맞추었다. 선호와 제약을 어떻게 구분할 수 있는가? 물질결핍을 지표로 사용하는 것을 반대하는 근거 중 하나는 자발적인 선택에 의한 물질(이나 활동)의 결핍과 재정적인 한계로 인한 결핍을 구분할 수 없다는 점이다(Piachaud, 1981). 예를 들어 TV가 없다면 TV 살 돈이 없어서 못산 것일 수도 있고 TV 프로그램들의 수준이 마음에 안 들어서 안산 것일 수도 있다. 오늘 날 물질적 결핍에 대한 대부분의 설문 문구는 안 갖는 것과 못 갖는 것을 구분하려 하고 있 지만 결핍의 다른 측면들(예: 소유한 물건의 품질에 관련된 측면)은 충분히 다뤄지지 않고 있다. 어떤 결핍 항목을 선정할 것인가? 두번째 사안은 물질결핍에 대한 초기 연구에서 임의로 사 용한 항목들의 목록에 관련된 것이다. 이것은 대개 편안한 삶을 가능케 해주는 항목이 무엇 이라고 생각하는지에 대한 전문가의 견해 또는 많은 경우 사용 가능한 정보에 의존했다. 그 러나 사람들이 목록에 포함된 항목들에 대해 적절하지 못하다고 생각할 수도 있다. 영국의 Mack and Lansley(1985)에서 선도적으로 채택한 좀 더 구조적인 접근방식은 대표 표본 집단의 사람들에게 어떤 항목들을 사회적 필수품 으로 생각하는지 평가하도록 함으로써 아이템 선택의 임의성을 줄이고자 했다. 여러 항목의 경중을 어떻게 가릴 것인가? 어떤 학자들은 결핍의 여러 형태의 심각성을 나타 내는 중요성을 강조했다(Gordon et al., 2000). 실제로 대부분의 경험적 연구는 한 사람이 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 179

182 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 각 결핍 항목을 경험했는지 여부를 특징화하는 단순한 이진법 점수에 의존해왔다. 이러한 접 근방식에서는 암묵적으로 각 결핍 유형에 동일한 가중치를 부여하고 있다. 이것은 합리적이 지 않을 수 있는데 TV를 갖고 있지 못한 것보다 먹을 음식이 없다는 것이 더 중요하다고 생각할 수 있는 것이다. 드자이와 샤는 논문 Desai and Shah(1988)에서 다른 접근방식을 채택했는데 첫째, 이진법인 결핍 점수를 연속형 점수로 교체했고(응답자와 각 항목 분배의 모달 가치 modal value 사이의 거리를 반영), 둘째, 전체 인구가 일반적으로 각 항목에 어느 정 도 접근할 수 있는지를 반영하는 가중치를 적용했다. 결핍 항목에 가중치를 적용하는 이러한 접근방식(인구 중 많은 비율이 소유하고 있는 항목의 경우 더 많은 가중치 부여)은 점점 더 많이 사용되고 있다. 지난 연구에서 일관성을 보이는 많은 패턴들이 파악되었으며 이는 박스 7.1에 설명되어 있 다. 지난 연구의 결과를 좀 더 상세하게 설명한 자료를 찾는다면 Boarini and Mira d Ercole (2006)을 참조하기 바란다. 물질결핍은 여러 형태를 띠기 때문에 이를 설명하기 위한 틀이 필요하다. 결핍의 형태는 경제적 발전의 수준이 비슷한 국가들 간에도 다양하게 나타나며 문화적 규범, 사회 내 다양한 유형의 소비재의 확산 정도, 사회보호 시스템의 특성에 따라- 시간이 흐름에 따라 달라지기도 하는데 전 세대에서는 사치품이었던 것이 다음 세대에는 편리한 물품, 그 다음 세대에게는 필 수품이 되기 때문이다. 물질결핍의 단순한 유형화는 다음 유형들을 구분하고 있다. 박스 7.1. 물질결핍에 대한 과거 연구에서 나온 경험적 결과 물질적 결핍에 관한 경험적 연구에서는 다음과 같이 일관성 있는 여러 패턴을 나타내고 있다. 대개 동일한 사람들이 동시에 몇 가지 형태의 결핍을 보고한다. 저소득층이 물질결핍을 경험하는 경우가 많으며 결핍을 겪는 이들은 소득빈곤자로 분류되는 경우가 가장 많다. 그러나 소득과 결핍간의 상관관계가 그리 강한 것은 아니다(소득빈곤자 중에서 물질결핍을 경험하 는 사람은 3분의 1에서 2분의 1사이이며 그 반대도 마찬가지임). 대부분의 연구에서는 상관계수를 0.33에 서 0.54 사이로 보고하고 있다(Perry, 2002). 소득빈곤과 물질결핍의 중복은 사용하는 소득기준점이 높아지면 증가하고(미국에서 나온 자료의 경우에는 반드시 그렇지는 않다) 장기간에 걸쳐 결핍을 평가하는 경우에도 증가한다. 또한 소득빈곤과 물질결핍의 중복은 시간이 흐름에 따라 개인을 추적하는 평가방법에 의존할 경우 대개 증가한다. 여러 가지 통제에 의존하는 다변량 연구에 따르면, 나이가 어린 경우, 실업상태이거나 노동시장과의 연계 가 약한 경우, 교육수준이 낮은 경우, 혼자 살거나 한 부모인 경우, 장애가 있는 경우, 이민자인 경우, 또 는 복지지원금을 받아 생활하는 경우 결핍상태일 확률이 높다. 시간이 흐른 후 사람들을 추적해보면 물질결핍을 보고하는 이들의 대부분이 오랜 기간동안 같은 상태에 놓여있음을 알 수 있다. 이것은 물질결핍이 종적 소득 데이터에서는 찾을 수 없는 빈곤 측정방법을 유용 하게 보완해줄 수 있다는 의미이다. 물질결핍은 인구 중 소수집단에 좀 더 집중되어 있으며 결핍이 만연한 국가에서 더 오랫동안 지속되는 경 향을 보인다. * * 평균적으로 EU 14개국 주민 중 17% 가량이 1997년까지 4년 동안 물질적 결핍에 영향받은 적이 있다고 응답했다. 이 기 간 중 최소 1회 결핍을 경험한 이들의 수는 기간 내내 물질결핍을 보고한 사람들의 평균 숫자보다 50% 높았다. 뿐만 아 니라 4년간 물질결핍을 보고해온 이들의 70% 정도는 계속해서 그 상태에 머물러 있었는데 이것은 소득빈곤층 비율보다 훨씬 높은 비율이다(Eurostat, 2002). 180 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

183 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 기본적인 욕구의 충족. 신체의 생존에 필요한 항목을 가리킨다(예: 음식, 의복, 동절기 난방 능력 등) 기본적인 여가 및 사회적 활동을 수행할 수 있는 능력. 신체의 생존에 필요한 것은 아니지 만 편안한 수준의 삶을 누리기 위해 필요한 항목을 가리킨다(예: 최소한 1년에 한번은 1주 일간 휴가를 즐긴다. 또는 친구와 친지들을 가끔 집으로 초대해 식사를 함께 한다.) 내구재의 가용성. 일상적인 활동을 수행하는데 필요한 (예: 전화 소유) 또는 가사노동과 기 타 집안일을 크게 덜어주는 항목을 가리킨다(예: 전자레인지 소유). 주거환경. 거주지의 물리적 특성(예: 전기와 수도 가용성, 실내 수세식 화장실 설치 여부, 또는 주거지의 일부가 파손되었거나 손상되었는지 여부)과 주거지가 위치한 지역의 물리적 특성(예: 소음에의 노출, 실내 오염 등)에 관련된 항목이다. 자신의 상황에 대한 개인적인 평가. 재정적 스트레스와 수입, 지출을 맞출 수 있는 능력, 자 신이 가난하다고 생각하는지에 대한 주관적인 자각. 개인이 생활하는 사회적 환경의 특성. 이것은 생활하는 지역의 주변환경(예: 특정 위험물질 에의 노출, 범죄의 공포, 학교와 병원 등 공공 서비스의 가용성)과 개인간 사회적 네트워크 (예: 필요할 때 다른 사람의 도움을 받을 수 있는지)의 특징을 의미한다. 3 이러한 유형화는 OECD 국가의 물질결핍에 관한 증거자료들을 요약하기 위해 다음 섹션에 서 사용한 표로 나타난다. 그러나 목록에 포함된 모든 아이템이 똑 같은 관련성을 갖는 것은 아니며 일부 아이템의 경우 측정방법도 존재하지 않는다. 그래서 아래의 설명에서는 개인이 스 스로를 빈곤하다고 느끼는 정도와 생활 환경의 특성을 나타내는 지표는 제외하고 있다. 비교적인 관점에서 물질결핍의 특성 국가간 비교에 있어서 가장 중요한 문제는 데이터 가용성이다. 물질결핍에 대해 공통적인 문항을 담고 있으며 많은 OECD 국가를 포괄하고 있는 설문조사는 현재 존재하지 않는다. EU 국가의 경우만 공통 설문(소득과 생활조건에 관한 EU 설문조사)이 존재할 뿐이다. OECD 국 가의 물질결핍의 비교하려면 비교의 임의성을 줄일 수 있는 아이템이 무엇인지 먼저 파악해야 할 것이다. 여기에서는 두 가지 접근방식을 사용해 국가간 비교를 시도하고자 한다. 첫번째 접 근방식은 다수의 아이템을 가지고 각국의 물질결핍 상황을 설명하고 이들 아이템 전반에 걸쳐 평균값을 구함으로써 전체적으로 해당 국가의 요약 결핍 측정값을 구하는 것이다. 두번째 접근 방식은 아이템과 국가의 범위를 좀 더 한정시킨 후 더하는 순서를 반대로 뒤집는 것이다. 즉, 한 사람에 대해 다양한 아이템이 어느 정도 결핍되어 있는지 살펴본 후 같은 상황에 있는 사 람들이 몇 명이나 되는지 측정함으로써 물질결핍을 계산한다. 총액 데이터 기준 물질결핍 표 7.1은 위에서 설명한 여섯가지 범주에서 각 가구가 겪는 다양한 유형의 결핍을 보여주 고 있다. 제시된 정보는 각 범주 내의 몇몇 항목에 국한되어 있으며 더 많은 항목에 대한 자료 는(모든 국가의 자료가 존재하는 것은 아님) Boarini et al.(2006)을 참조한다. 대략 다음과 같은 패턴을 보이고 있다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 181

184 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 182 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

185 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 기본적 욕구. 2000년대 초반, 표 7.1에 포함된 OECD 국가에서는 가구의 약 10%가 충분 한 난방이나 건강한 식단, 의료서비스의 충분한 확보 등 기본적인 욕구를 충족하지 못하는 것으로 나타났다. 이러한 비율은 일반적으로 대부분의 남부 유럽 및 동유럽 국가(특히 난방 과 의복)의 경우 더 높게 나타난다. 이러한 항목 중 한 가지 항목에서 결핍 수준이 높게 나 타난다는 것은 일반적으로 다른 지표도 높다는 것을 의미한다. 4 기본적 욕구가 충족되지 않 는 가구 비율의 OECD 단순 평균은 11%(적은 비율의 인구에게만 결핍되어 있는 아이템에 더 많은 가중치를 적용한다면 이 비율은 10%가 된다. Boarini et al., 2006의 표3 참조)이 며 프랑스, 아일랜드, 룩셈부르크, 네덜란드, 스웨덴, 영국은 5% 미만, 그리스, 헝가리, 폴란 드, 포르투갈, 슬로바키아, 터키는 20% 이상이었다. 기본적인 여가. 평균적으로 모든 OECD 국가의 전체 가구 중 3분의 1은 지난 12개월간 집 을 떠나 1주일간 휴가를 즐길 여유를 갖지 못했는데 그리스와 헝가리, 폴란드, 포르투갈, 슬 로바키아, 터키는 이 비율이 50%를 초과했다. 또한 Boarini et al., 2006의 표4에 따르면 전체 가구의 14%가 지난 한 달간 친구와 친지를 초대하지 못했다고 응답했다. 이러한 두 종류의 기본적 여가활동 간의 상관관계는 높았으며(84%) 국가별 변동성은 작았다. 기본적 인 여가활동을 즐길 여유가 없는 OECD 가구의 평균 비율은 가중치 없는 데이터를 기준으 로 했을 때 24%, 인구 중 적은 비율에게만 결핍되어 있는 아이템에 큰 가중치를 적용했을 때는 21%가 된다(Boarini et al., 2006). 기본적인 여가활동의 결핍을 경험하는 이들의 비 율은 기본적 욕구충족 불가의 경우보다 높은 것으로 나타났다. 내구소비재. 평균적으로 OECD 가구 중 TV나 전화가 없는 가구는 거의 없었다. 그러나 20% 가까운 가구가 집에 컴퓨터를 갖고 있지 않았다. 여러 내구재를 소유하고 있는 가구 비율은 OECD 국가별로 차이가 컸으며 기본적인 내구재가 결핍된 가구 비율은 호주와 캐나 다, 미국의 경우 대부분의 유럽 국가와 비교해 높았다(그러나 이것이 설문조사 문항의 표현 방법의 차이 때문일 수도 있다. 즉, 대부분의 비유럽권 설문조사에서는 금전적 한계 때문인 지 자발적인 선택인지를 구분할 수 있도록 표현되어 있지 않은 경우가 많았다). 내구재 소유 의 국가간 차이는 기본적 욕구와 여가 활동의 경우 더 높게 나타나는데 특히 자동차와 전자 레인지의 소유 여부를 보면 그렇다(Boarini et al., 2006의 표 5). 하나의 내구재가 결핍되 어 있다는 것은 또 다른 종류의 내구재 결핍과 상당한 상관관계가 있다. 평균적으로 OECD 가구의 11%가 기본적인 내구재 결핍을 보고했다(가중평균은 9%). 이 비율은 헝가리와 폴 란드, 슬로바키아, 터키의 경우 25%를` 초과하고 있다(Boarini et al., 2006). 주거조건. OECD 국가의 대부분 가구가 집안에 화장실을 가지고 있다고 응답했지만 열 가 구 중 한 가구는 거주 중인 주택이 수리를 요하는 상태라고 응답했고 13%는 오염에 노출되 어 있다고 응답했다. 주거지의 다른 특징을 살펴보면 집안에 샤워시설이나 목욕시설을 갖추 고 있지 못하거나(2%) 뜨거운 물이 안 나온다(7%)고 응답한 가구는 거의 없었으나 공간이 비좁다고 응답한 비율은 이보다 훨씬 높았다(평균 14%)(참고 지표에 따르면 대부분의 국가 에서 거주 공간의 크기에 대한 불만족이 나타났다. Boarini et al., 2006 참조). 소음과 범 죄에 노출되어 있다고 응답한 가구 비율은 더 높았으며(각각 21%와 19%) 국가간 차이는 거의 없었다. 전체적으로 주거조건을 나타낸 아이템들은 상호 연관성이 높지 않았으며 열악 한 주거환경을 경험하고 있는 OECD 가구평균은 12% 내외였다(가중치 적용되면 8%. Boarini et al., 2006 참조). 금전적 스트레스. OECD 가구 중 지난 한 해 동안 지급 연체가 발생했다고 응답한 비율은 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 183

186 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 10% 미만에 불과했으나 20%가 지난해에 수입과 지출을 맞추는데 큰 어려움을 겪었거나 필수적인 지출을 하지 못했다고 응답했다(몇몇 동유럽 국가는 훨씬 높은 비율을 기록). 평균 적으로 9%가 지난 해 수도광열비를 납부하지 못했다고 응답했으며(동유럽 국가, 터키, 호주 의 경우 훨씬 높은 비율. Boarini et al., 2006의 표 7) 집세나 모기지 연체(5%), 다른 종 류의 대출(3%)의 연체를 보고한 비율은 이보다 낮았다. 5 여러 형태의 금전적 스트레스는 서 로 강한 상관관계를 갖고 있으며 대출상환불능을 나타내는 지표는 예외였다. 금전적 압박에 시달리는 가구의 OECD 단순 평균은 10%였지만 가중치를 적용하면 8%가 된다(Boarini et al., 2006). 타인의 지원. 평균적으로 전체 가구의 13%가 설문조사 전 해에 자신의 가구 밖에 거주하는 이들로부터의 도움에 정기적으로 의존했다고 응답했다. 6 금전적인 도움이 필요할 때 의지할 수 있는 사람이 아무도 없다고 답한 가구 비율도 이와 비슷했다(Boarini et al., 2006, 표 8). 여러 국가에서 이 두 지표간의 상관관계(36%)는 다른 차원의 결핍의 경우보다 작았다. 이 두 지표의 OECD 평균은 비 가중치 데이터 기준 14%였다(가중치 데이터를 사용하거나 한 가지 지표만 나와 있는 국가들을 제외하면 약간 낮아짐. Boarini et al., 2006). 여러 국가에서 결핍의 여섯 가지 주요 구성요소에 관한 자료를 보면 서로 높은 상관관계를 보이는데, 특히 기본적 욕구, 사회적 활동, 내구재의 경우 더욱 그렇고(이들의 평균 상관관계는 각각 64%, 77%, 65%에 달한다)정도는 덜하지만 사회적 네트워크와 금전적 스트레스의 경우 도 높게 나타났다(평균 상관관계가 각각 40%와 46%). 결핍 종류 간 높은 상관관계가 의미하 는 바는 이들이 동일한 저변의 현상을 측정하고 있다는 점과 OECD 국가의 빈곤과 애로사항의 정도에 대해 합리적으로 일관성 있는 그림을 제시하고 있다는 점이다. 전반적인 물질결핍의 요약 측정값은 각 주요 범주 내에서 결핍 항목의 평균값을 먼저 구하 고 여섯 개 범주를 모두 취합하여 계산한다. 그림 7.1은 이러한 물질결핍의 요약 측정값과 상 대적 소득빈곤 대상자수 및 일인당 소득 간의 관계를 보여주고 있다. 이러한 물질결핍의 요약 측정값은 소득빈곤과는 낮게 상호 연관되어 있으나(중위소득 50% 기준점을 사용하면 40% 정 도) 일인당 GDP를 고려하면 상관관계가 높아진다(80% 초과). 이것은, 이러한 단순한 물질적 결핍 측정값이 빈곤층의 절대적 생활수준에 관한 정보를 제시하고 있으며 이러한 절대적 생활 수준은 각국의 경제발전 수준에 따라 달라짐을 보여주고 있다. 그러나 비교대상을 소득 수준이 비슷한 OECD 국가로 한정하면(일인당 GDP가 2만 달러를 초과하는 국가들) 상대적 소득빈곤 과의 상관관계는 증가하고(0.60 수준으로 상승) 일인당 GDP와의 상관관계는 사라진다. 인과 의 측면에서 이러한 관계를 해석하기는 불가능하지만 그림을 보면 빈곤의 화폐적, 비화폐적 측 정값이 대체로 일관성 있는 모습을 제시하고 있음을 알 수 있다. 개별 데이터를 기준으로 한 물질결핍의 규모와 특성 위에 나타난 물질결핍의 측정방법간의 강력한 상관관계에도 불구하고 동일한 사람들이 물 질결핍을 겪는 것은 아닐 수도 있다. 이것은 위에 제시된 물질결핍의 측정방법에서 동일인이 여러 종류의 결핍을 경험하는 상황과 많은 이들이 결핍 경험을 널리 공유하는 상황을 구분하 지 않고 있기 때문이다. 이러한 두 가지 상황을 구별하려면 구체적인 개인과 가구를 나타내는 데이터가 필요하다. 여기에서는 2000년대 중반의 가구 설문조사를 기반으로 한 OECD 25개 국 (유럽 22개국과 비유럽권 3개국) 결과를 제시하고 있다. 184 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

187 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 그림 7.1. 상대적 소득빈곤이 높고 일인당 GDP는 낮은 국가들의 높은 물질결핍 총합 데이터 기준 상대적 소득빈곤 일인당 GDP 물질적 결핍 물질적 결핍 StatLink 주: 물질결핍은 표 7.1에 나타난 주요 여섯 개 범주간 여러 종류의 결핍을 보고한 가구의 비율을 의미한다. 상대적 소득빈곤은 중 위가처분소득 50% 기준점을 기준으로 하고 있다. 일인당 GDP 2만달러 미만의 OECD 국가들은 다이아몬드로 표시했다. 각 패 널의 회색 선은 일인당 GDP 2만달러 이상의 국가들로 분석을 제한했을 때 나타나는 두 변수 간 추세를 나타낸다. 출처: Boarini and Mira d Ercole (2006). 분석 자료는 설문조사마다 공통적으로 다룬 일련의 결핍 항목들을 제시한다. 불충분한 난방 제한적인 식품 선택 범위 비좁은 거주 공간 열악한 환경 조건 전기, 수도요금 등의 연체 집세/모기지 등의 연체 생활비를 충당할 수 있는 능력 부재 이들 항목은 구체적인 긴급 상황(요금 지불 연체 등)과 응답자 자신의 상황에 대한 일반적 인 평가(예: 생활비를 충당할 수 있는 능력)를 둘 다 포함한다. 설문 문항의 표현 역시 차이가 있으며 (박스 7.2) 이러한 차이점은 각국의 물질적 결핍의 전반적인 상황을 국가별로 비교하 는데 영향을 미칠 수 있다는 사실에도 주의해야 한다. 7 분석에서는 이러한 차이점들을 개념적 으로만 참고하고 있으며 현재 이용 가능한 정보를 최대한 활용하려는 노력을 하고 있다. 아래 의 자료는, 가구주 또는 가구 내 응답자 reference person의 응답을 바탕으로 여러 종류의 결핍에 영향 받는 이들의 비율을 나타낸 것인데 동일 가구의 다양한 구성원들이 자신들의 상황을 평 가하는데 있어 각자 차이가 있을 수 있음은 무시하고 있다. 8 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 185

188 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 박스 7.2. 이 섹션에서 사용된 결핍 아이템 이 섹션에서 제시한 분석은 국가별로 광범위하게 비교 가능한 일곱 가지 결핍 아이템을 기준으로 하고 있다. 1. 충분한 난방능력은 유럽 국가의 경우에는 설문 대상 가구가 집을 충분히 따뜻하게 유지할 수 있는지 (만일 그렇지 않다면 그 이유가 경제적인 여유가 없어서인지), 호주의 경우 집을 난방할 수 없는지, 일본은 에어컨, 난방기, 고다쯔 등의 냉난방 기기를 감당할 능력이 없는지, 미국은 겨울에 집안의 실내 온도에 만족하는지 에 관한 질문을 통해 평가한다. 2. 제한적인 식품 선택 범위는 유럽의 경우 설문대상 가구가 원하면 이틀에 한번 꼴로 육류나 닭고기를 먹 을 형편이 되는지, 호주는 돈이 없어서 고기를 못 먹고 있는지, 일본은 원하면 매일 과일을 먹을 수 있는 형편인지, 미국의 경우는 해당 가구가 먹을 것이 없는 경우가 때때로 발생하는지 자주 발생하는지, 가구 구성원 중 누구든 돈이 없어서 음식의 양을 줄였는지 식사를 걸렀는지 적정 량보다 적게 먹었는지, 또는 하루 종일 굶었는지 그리고 원하는 종류의 음식을 항상은 아니더라도 충분히 먹었는지 또는 균형 잡힌 식사를 할 금전적 여유가 없는지 에 관한 질문을 통해 평가한다. 3. 비좁은 거주공간은 유럽의 경우 가구 내 사용 가능한 방 개수, 호주는 침실 개수, 일본은 두 개 이상의 방을 확보할 형편이 안 되는지, 또는 침실이 식사공간과 분리되어 있지 않은지, 미국은 욕실 빼고 주방 포함한 방의 개수 에 관한 질문을 통해 평가한다. 비좁은 거주공간은 가구 구성원 수 가 방의 개수를 초과하는 경우 많이 발생한다(즉, 4인가족의 경우 주방과 욕실은 빼고 거실을 포함해서 방이 세 개뿐인 집에 거주한다면 비좁은 공간에 사는 것으로 간주된다). 4. 열악한 환경조건은, 유럽의 경우 해당 가구의 거주지가 이웃이나 외부의 소음 또는 공해, 오염, 또 는 교통이나 산업으로 인한 기타 환경적 문제 를 갖고 있는지, 호주는 지역의 공공기물 파손 오 염, 외부의 교통 소음 이 있는지, 일본은 이웃의 소음이 들리는지, 미국은 거리의 소음이나 심한 교통체증 거리에 투기되어 있는 쓰레기 낡거나 버려진 집이나 건물, 악취, 연기, 매 연 등에 관한 질문을 평가한다. 5. 수도광열비의 연체는 유럽의 경우 해당가구가 지난 12개월 중 수도광열비를 낼 수 없었던 적이 있었는 지, 호주는 지난 한 해 동안 돈이 없어 가스/전기/전화요금을 낼 수 없었는지, 일본은 지난 해 요 금을 내지 못해 서비스(가스, 수도, 전화, 기타)가 끊긴 적이 있었는지, 미국의 경우는 지난 12개월간 가스, 기름 또는 전기요금을 전부 납부하지 못한 적이 있었는지 에 관한 질문을 통해 평가한다. 6. 집세나 모기지 납부 연체는 유럽의 경우 해당 가구가 지난 12개월간 예정된 집세/모기지를 납부할 수 없었던 적이 있었는지, 호주는 집세를 낼 수 없었는지, 일본은 지난 해 집세나 모기지를 납부하 지 못한 적이 있었는지, 미국은 지난 12개월 동안 집세나 모기지를 전액 납부하지 못한 적이 있었는 지 에 관한 질문을 통해 평가한다. 7. 생활비를 충당할 수 있는 능력은 유럽의 경우 가구의 총 월 소득을 감안했을 때 수입, 지출을 맞추는 것이 매우 어렵다/약간 어렵다/어렵지 않다, 호주의 경우 현재의 필요와 재정적 책임을 감안했을 때 가구 경제 수준이 어느 정도인지, 일본은 가정 경제가 매달 적자인지, 미국은 지난 12개월간 필 수 비용을 충족하지 못한 적이 있었는지 에 대한 질문을 통해 평가한다. 이러한 항목에 관한 데이터는 22개 유럽 국가의 경우 2005년에 실시된 EU-SILC를 기준으로 한 것이고 호 주는 2005년에 실시한 HILDA, 일본은 2003년에 실시한 샤카이 세이카츠 초우사(생활조건 설문), 미국은 2003년 SIPP을 기준으로 한 것이다. 대부분 대규모의 공식적인 설문조사이지만 일본 데이터로 사용된 설문 은 비공식적인 것이며 국립 인구사회보장 연구소에서 설계한 실험적인 설문으로서 (국민을 대표하는) 약 2천 가구와 20세 이상의 6천명의 국민으로 표본을 한정했으며 응답을 몇 개의 범주로 분류하여 제공된 가구소득 데이터를 함께 담고 있다. 미국의 경우 SIPP 데이터는 총소득(즉 세전소득) 기준이며 세후 소득값은 SIPP 데이터에 국립 경제연구소의 TAXSIM 모형을 적용하여 산출했다. 186 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

189 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 결핍 항목별 비율 물질결핍 비교평가의 출발점은 상기 서술된 일곱 가지 항목 각각의 비율을 제시하는 것이 다. 표 7.2에서 두 가지 패턴을 알 수 있다. 첫째, 패턴은 항목별로 다르게 나타난다는 것이다. 평균적으로 고려 대상국가 응답자의 20%는 생활비를 충당하기 힘들다고 응답한 반면 비좁은 주거지에서 살고 있거나 열악한 환 경적 조건에서 살고 있다고 응답한 비율은 낮았다(각각 18%와 16%). 다른 결핍 항목(불충 분한 난방과 식품 소비, 집세와 수도광열비 납부 연체)의 빈도는 평균적으로 10% 미만이었 다. 9 둘째, 국가별 차이가 크게 나타났다. 일반적으로 북유럽 국가들(아이슬란드 제외)이 고려대 상인 모든 항목에 대해 낮은 비율을 나타냈고 남부 및 동부 유럽 국가들이 거의 모든 측면 에 있어서 가장 높은 비율을 보이고 있다. 호주와 일본, 미국은 중간 정도였다. 10 난방 불충분 표 7.2. 여러 형태의 물질결핍의 비율 전체 인구 중 비율, 개별 데이터 기준 제한적 식품선택 비좁은 거주지 열악한 환경조건 공공요금 연체 모기지/집 세연체 생활비를 충당할 수 없음 유럽 국가 오스트리아 벨기에 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 룩셈부르크 네덜란드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 영국 비유럽국가 호주 일본 미국 평균 EU OECD 출처: 서로 다른 가구 설문조사를 바탕으로 OECD 사무국에서 산출. 전체 항목 평균 StatLink Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 187

190 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 물질 결핍 비율에 대한 또 다른 초점은 사람들에게 평균적으로 결핍된 항목의 개수이다. 그림 7.2는 둘 이상의 아이템이 결핍된 사람들의 비율이 크게 차이남을 보여주고 있는데 모든 북유럽 국가(아이슬란드 제외)와 룩셈부르크, 오스트리아, 네덜란드의 10%부터 이탈리아, 스 위스, 체코, 호주, 미국, 일본의 20% 이상, 그리스, 헝가리, 슬로바키아, 폴란드의 40%까지 분 포한다. 세 개 이상의 아이템이 결핍된 이들의 비율은 북유럽 국가, 룩셈부르크, 오스트리아, 네덜란드, 영국, 독일의 경우 5% 미만에 불과했지만 이탈리아, 스위스, 체코, 포르투갈, 일본, 미국은 10%를 상회했고 그리스, 헝가리, 슬로바키아, 폴란드는 30%를 초과했다. 결핍 아이템 의 평균 개수는 몇몇 유럽국가의 0.5개 미만부터 이탈리아, 스위스, 체코, 호주, 미국, 일본의 1개, 그리스, 헝가리, 슬로바키아, 폴란드의 1.5개 이상까지 다양했다. 11 다수의 결핍을 겪는 이들의 특징 둘 이상의 결핍을 보고한 이들이 공통적으로 보이는 특징은 여러 가지가 있다. 그 중 가장 중요한 것은 소득이다. 물질결핍을 겪고 있는 가구는 그렇지 않은 가구보다 낮은 (균등화) 가 처분 소득을 갖고 있으며 결핍 아이템의 수가 많을수록 가구 소득은 낮다. 그림 7.3에 보이는 모든 국가가 결핍 아이템이 많을수록 소득이 감소하는 패턴을 공통적으로 보이고 있는데 영국 과 스위스에서는 (약간) 가파르고 호주와 스웨덴에서는 비교적 평평하다는 국가별 차이는 존 재한다. 12 그림 7.2. 결핍 아이템의 개수별 인구비율과 결핍 아이템의 평균 개수 개별 데이터 기준 네 개 이상(왼쪽 눈금) 세 개 이상(왼쪽 눈금) 두 개 이상(왼쪽 눈금) 결핍 아이템 평균 개수(오른쪽 눈금) 덴 마 크 스 웨 덴 핀 란 드 노 르 웨 이 룩 셈 부 르 크 오 스 트 리 아 네 덜 란 드 영 국 아 일 랜 드 독 일 아 이 슬 란 드 벨 기 에 스 페 인 프 랑 스 이 탈 리 아 체 코 포 르 투 갈 그 리 스 헝 가 리 슬 로 바 키 아 폴 란 드 호 주 미 국 일 본 StatLink 주: 유럽과 비유럽 국가를 분리하여 순위를 매겼으며 왼쪽에서 오른쪽으로 가면서 두 개 이상의 항목이 결핍된 인구 비율의 오름 차순으로 나열했다. 출처: 서로 다른 가구 설문조사를 바탕으로 OECD 사무국에서 산출. 두번째 초점은 결핍을 경험하는 이들의 연령이다. 그림 7.4에서는 두 개 이상의 결핍 아이 템(맨 위 패널), 세 개 이상의 결핍 아이템(맨 아래 패널)을 보고한 각 연령집단의 비율을 전 체 인구 중 해당 비율에 대비하여 나타내고 있다. 이러한 경향은 각 개인의 연령과 함께 감소 하는데 이 패턴은 제 5장에서 설명한 소득-빈곤 인원수의 U자형 프로파일과 대조를 이룬다. 188 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

191 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 이것이 의미하는 바는 가구 가처분소득이 노인층의 불충분한 소비 위험을 과대평가하고 있다 는 것이다. 그러나 이러한 연령별 결핍 프로파일은 국가별로 차이가 있는데 덴마크는 청년층의 결핍 위험이 높고 그리스와 포르투갈은 매우 연로한 노인층의 결핍위험이 높으며 오스트리아, 헝가리, 폴란드, 포르투갈, 슬로바키아, 미국의 경우는 훨씬 평평한 프로파일(즉, 연령과 함께 물질결핍 빈도가 약간 감소)을 보여준다. 13 그림 7.3. 결핍 항목의 수에 따른 상대적 소득 물질결핍을 겪지 않는 사람들 대비, 개별 데이터 기준. 프랑스 독일 덴마크 영국 폴란드 스페인 이탈리아 미국 아이슬란드 스웨덴 호주 그리스 상대적 소득 수준 상대적 소득 수준 결핍 항목 개수 헝가리 네덜란드 오스트리아 체코 핀란드 일본 상대적 소득 수준 결핍 항목 개수 벨기에 포르투갈 아일랜드 슬로바키아 스위스 노르웨이 상대적 소득 수준 결핍 항목 개수 출처: 서로 다른 가구 설문조사를 바탕으로 OECD 사무국에서 산출. 결핍 항목 개수 StatLink 물질결핍의 위험은 개인들이 거주하는 가구의 특성에 따라서도 달라진다. 생산가능연령의 가장을 둔 가구의 경우 (표 7.3) 다수의 결핍을 경험한 빈도는 부부보다는 독신이 더 높았고 자녀가 있는 가구는 없는 가구에 비해 더 높았으며 근로자가 있는 가구보다 근로자가 전혀 없 는 가구가 더 높았다. 그러나 가구유형별 결핍 위험 차이와 예외가 국가별로 존재했는데 일례 로 자녀가 있는 부부가 맞벌이인 경우 결핍 위험이 평균 미만(25개 OECD 국가에서 0.9)이었 지만(8개 국가는 해당되지 않음) 홑벌이인 경우는 평균을 초과했으며(1.8) 특히 아무도 일하 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 189

192 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 지 않는 경우 평균을 크게 웃돌았다(3.1). 오스트리아와 폴란드, 스웨덴의 경우 직업 없는 부 부의 결핍 위험은 5였다. 한 부모 가정의 경우 직업이 없으면 평균적으로 결핍 위험이 3(룩셈 부르크와 노르웨이, 폴란드는 5 초과)이었고 직업이 있는 경우는 2 미만이었다(덴마크, 핀란 들, 프랑스, 아일랜드, 네덜란드, 노르웨이, 스웨덴, 일본의 경우 결핍 위험이 2 초과). 14 물질결핍과 소득빈곤의 중복 현상 사람들이 경험하는 결핍 항목의 개수가 늘어날수록 소득이 감소하는 패턴은 개인 차원에서 소득과 결핍 간에 상당한 일관성이 나타나는 현상을 보여주는데 사용될 수도 있다. 실제로는 소득 빈곤층과 서로 다른 개수의 결핍 항목들을 보고하는 이들 간에 중복되는 부분은 전혀 완 전하다고 볼 수 없다. 그림 7.5는 결핍(두 개 이상의 아이템)과 소득빈곤(중위소득 50% 기준 점)을 둘 다 겪고 있는 사람들의 수와, 이 두 가지 상황 중 한 가지를 겪고 있는 사람들의 수, 물질적으로 결핍되어 있으며 중위소득 절반에 못 미치는 소득을 올리는 모든 이들의 비율을 보여주고 있다. 여기에서 몇 가지 패턴을 찾을 수 있다. 그림 7.4. 연령별 다수의 결핍을 경험할 확률 개별 데이터 기준 오스트리아 벨기에 프랑스 이탈리아 덴마크 스페인 스웨덴 영국 호주 독일 미국 폴란드 A. 결핍 아이템이 두 개 이상인 각 연령 집단의 비율, 인구평균 대비 B. 결핍 아이템이 세 개 이상인 각 연령집단의 비율, 인구평균 대비 주: 일본은 개인의 연령별 결핍 데이터 부재. 출처: 서로 다른 가구 설문조사를 바탕으로 OECD 사무국에서 산출. StatLink Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

193 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 일반적으로 중복은 부분적으로만 일어난다. 즉, 물질빈곤을 보고한 사람들 중 일부만 소득빈 곤을 겪고 있으며 그 반대도 마찬가지이다. 평균적으로 두 개 이상의 아이템이 결핍된 이들 중 20%만이 50% 기준점 미만의 소득을 올리고 있으며 이 비율은 미국과 룩셈부르크의 30%부터 네덜란드와 슬로바키아의 10%까지 분포한다( 의 표 7.A2.1 참조) 소득빈곤과 물질결핍을 둘 다 경험하는 사람들은 비교적 소수이다. 평균적으로 전체의 4% 정도가 50% 기준점 미만의 소득이면서 두 개 이상의 결핍을 겪고 있다. 이 비율은 국가별 로 다양하게 나타나는데 스웨덴, 덴마크, 노르웨이, 핀란드, 오스트리아는 2% 미만, 일본, 이 탈리아, 미국, 포르투갈, 그리스, 폴란드는 6% 이상이다. 표 7.3. 가구특성별 생산가능연령의 가구주를 둔 가구 거주자들이 둘 이상의 결핍을 경험할 확률 독신 인구평균 대비, 개별 데이터 기준 생산가능연령 가구주를 둔 가구 무자녀 유자녀 무자녀 유자녀 근로 실업 근로 실업 근로자 2인이상 근로자 1명 근로자 없음 부부 근로자 2인이상 근로자 1명 유럽국가 오스트리아 벨기에 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 룩셈부르크 네덜란드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 영국 비유럽국가 호주 일본 미국 평균 EU 비EU OECD 근로자 없음 StatLink 주: 결핍 위험은 두 개 이상의 결핍 아이템을 경험하는 가구 유형별 사람들의 비율을 전체 인구 비율로 나누어 측정한다. 출처: 여러 가구 설문조사결과를 근거로 OECD 사무국에서 산출. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 191

194 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 소득빈곤과 물질결핍을 둘 다 겪고 있는 이들은 심각한 상황인 것으로 간주될 수 있지만 소 득빈곤이나 물질결핍 중 하나만 겪고 있는 이들의 수는 빈곤 위험에 직면해 있는 이들의 추 정범위 중 상한값으로 볼 수 있다. 이 집단의 사람들은 소득이 전통적 빈곤선을 상회한다 하 더라도 소비 패턴을 줄일 수도 있고, 소득이 낮다 하더라도 추가적인 자원을 통해 전형적인 소비 패턴을 감당할 여유가 있을 수도 있다. 이러한 두 상황 중 하나에 속하는 사람들의 비 율은 평균 28%이며 포르투갈, 헝가리, 그리스, 슬로바키아, 폴란드의 40% 이상부터 덴마크, 스웨덴, 노르웨이, 핀란드, 룩셈부르크, 오스트리아의 15%까지 분포한다. 15 그림 7.5. 결핍과 소득빈곤을 모두 겪는 사람들의 비율과 둘 중 하나만 겪는 사람들의 비율 결핍 아이템이 둘 이상이고 중위 가구가처분소득 절반 미만의 소득을 올리는 이들의 비율, 개별 데이터 기준 결핍과 소득빈곤을 모두 겪는 이들. 결핍과 소득빈곤 중 하나만 겪는 이들 결핍을 겪는 이들 소득빈곤층 덴 마 크 스 웨 덴 노 르 웨 이 핀 란 드 룩 셈 부 르 크 오 스 트 리 아 네 덜 란 드 영 국 아 일 랜 드 독 일 아 이 슬 란 드 벨 기 에 스 페 인 프 랑 스 이 탈 리 아 스 위 스 체 코 포 르 투 갈 그 리 스 헝 가 리 슬 로 바 키 아 폴 란 드 호 주 미 국 일 본 OECD-25 StatLink 주: 유럽과 비유럽 국가를 분리해서 순위를 매김. 왼쪽에서 오른쪽으로 가면서 두 개 이상의 결핍항목을 보고한 이들의 비율 오름 차순. 출처: 여러 가구 설문조사결과를 근거로 OECD 사무국에서 산출. 결론 이 장에서 사용된 두 접근방식 모두 즉, 국가 차원에서 여러 아이템에 걸친 평균값을 기준 으로 한 접근방식과 좁은 범위의 아이템에 대해 여러 유형의 결핍을 경험하는 사람들의 수에 근거한 접근방식- 한계가 있기는 하지만 두 방식을 종합하면 정적 소득을 근거로 한 경우보다 다양한 패턴들이 나타난다. 물질결핍의 정도에 있어서 OECD 회원국 별로 차이가 크다. 여러 아이템에 대한 총합 데이 터를 기준으로 하면 소득이 낮고 상대적 소득빈곤이 높은 국가일수록 결핍은 높게 나타난다. 개별 데이터에서 나타난 증거에 따르면 결핍의 경험은 소득과 함께 감소한다. 또한, 제 5장 에서 설명한 상대적 소득빈곤과 연령간 U자형 관계와는 대조적으로 연령과 함께 감소하는데 이는 소득빈곤에 시달리는 노인들이 반드시 물질적 어려움을 겪고 있는 것은 아님을 말해준 다. 개별 데이터에서 알 수 있는 또 한 가지 사실은 저소득과 결핍간에 약간 겹치는 부분이 있 192 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

195 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 기는 하지만 소득빈곤층의 상당 비율이 물질적으로 결핍되어 있지는 않다는 것이다. 이 패턴 은 상당수의 저소득 기간은 일시적이라는 사실과 여기에서 다루어진 결핍 문제의 특징(즉, 최소 생활수준을 넘어선 차원을 반영)과 저소득층들이 자신의 생활여건을 보완하기 위해 사 용할 수 있는 다른 수단의 가용성(예: 현물 이전, 자산의 사용 또는 부채의 축적)을 반영하 는 것일 수도 있다. 반대로, 전반적으로 인구의 상당 비율이 저소득 또는 결핍을 경험한다. 이 장에서는 비교관점에서 물질결핍에 관해 현재 나와 있는 정보를 활용하려는 시도를 해 보았다. 더 나은 비교측정값 산출은 각국에서 사용될 설문의 표준화를 강화하고 국가간 비교 가능한 아이템의 수를 늘림으로써 가능해질 것이다. 통계적 출처에서 이러한 표준화를 달성하 는 것은 물질결핍의 정확한 측정이 사회정책에 갖는 중요성을 고려하면 해 볼만한 가치가 있 는 투자이다. 표준화된 측정은 각국의 성과를 벤치마킹 하는데 뿐 아니라 개별 프로그램의 목 표 설정을 개선하기 위해서도 중요하다. 특히 소득이 경제적 욕구를 반영하는 대리지표의 역할 을 제대로 수행하지 못하는 국가에서는 특히 중요하다. 간접적으로, 물질결핍의 측정은 사람들 의 소득과 경제적 능력을 넘어 수용할만한 생활수준의 다른 구성요소들을 가리키는 요인들을 관찰하는 것이 중요하다는 사실도 깨닫게 해준다. 주 1. 예를 들어 Callan et al.(1996)에 따르면 아일랜드에서는 소득빈곤층으로 분류된 이들보다 기본적인 욕구를 충족하지 못하고 있는 가구가 훨씬 더 적으며 이들의 발생빈도는 소득빈곤이 높아질 때에도 점차 낮아져왔다. 2. 절대적 기준점은 빈곤을, 예를 들어 기본적인 욕구가 무엇인지에 대한 규범적 판단 또는 가구 예산 에서 식료품비가 차지하는 비율을 근거로 정의하고 있다. 이러한 측정값의 대부분이 순수하게 절 대적 이지는 않지만 즉, 기준점에 시간과 공간이 개입-, 공통적인 특성은 기본적인 욕구가 충족 되어야 한다는 대전제에 기반을 두고 있다는 것이다. 역으로 이 보고서의 제 5장과 제6장에서 사용 한 것과 같은 상대적 소득 측정법에서는 사회의 가장 전형적인 생활수준에 대비해 자의적인 기 준점을 정하고 있다(예: 중위소득). 3. Van den Bosch(2001)는 빈곤의 주관적 평가에 사용된 방법에 관한 상세한 설명과 결핍의 주관적 측면에 대해 포괄적으로 논의하고 있다. Gallie and Paugam(2002)은 사회적 환경에 관련된 사안 들에 관한 유용한 논점을 제시하고 있다. 4. 여러 국가에 대해 공통적으로 Boarini et al.(2006)의 표3에 포함시킨 결핍 아이템 간에는 일반적으 로 양의 상관관계가 있다(이러한 상관계수의 평균은 66%). 의생활 항목은 다른 항목들과 가장 높은 상관관계를 보였으며 난방 능력은 가장 낮은 상관관계를 보였다(이들 두 아이템이 최고 및 최저 국 가별 변수를 기록). 5. 그러나 몇몇 OECD 회원국의 데이터만 나와 있다. 이들 데이터는 해석의 문제를 제기한다. 첫째, 물 질결핍을 보고하고 있는 대부분의 가구들은 금융활동도 제한받을 가능성이 크므로 부채를 지는 데 에도 한계가 있을 수 있다. 둘째, 개인대출의 가용성은 신용시장의 특성에 달려 있는데 이것은 OECD 국가마다 차이가 있다. 6. 그러나 미국의 경우 비율이 높다(24%). 미국의 경우는 이 질문을(전체 가구가 아니라) 필수적인 비 용을 충당하는데 어려움을 겪은 가구에만 제시했다. 또한 미국 설문조사의 문항들은(일반적인 상황 이 아니라) 긴급에 받은 도움을 의미하고 있으며 광범위한 (비 경제적인)비상사태에서 어떠한 도움 도 예상치 않았던 사람들에게 제시되었다. 설문 문항의 이러한 차이 때문에 미국의 데이터는 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 193

196 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? Boarini et al.(2006)의 표8에는 포함되지 않았다. 7. 예를 들어 비좁은 주거공간은 일본의 경우 다른 국가보다 좀 더 엄격하게 정의된 반면 식료품 선택 과 열악한 환경적 조건에 관한 문항의 경우 미국은 다른 국가에 비해 더 광범위한 위급상황을 포괄 하고 있다. 8. 호주의 경우, 물질결핍에 관한 문항에 대해서는 가구 내 각 구성원들이 각자 응답했다. 여기에서 사 용된 호주 결핍 데이터는 가장이 응답한 내용들이지만 Breunig et al.(2005)은 동일 가구, 특히 소 득이 중간 수준인 가구 내 파트너들이 제시한 물질결핍 보고 간에 상당한 차이가 있음을 보여주고 있는데 가장은 물질결핍으로 응답하지 않았으나 다른 구성원들은 다양한 형태의 결핍을 보고하는 경우가 많았다. 이것이 의미하는 바는 가구의 대표에게 의존한 재정적 어려움에 관한 설문은 물질적 어려움에 관한 중요한 정보를 빠뜨리고 있을 수 있다는 사실과 동일 가구 내 구성원들 간에 재정적 인 어려움에 대해 상당한 의견차가 있음을 감안하면 제대로 분류되어 있지 않은 가구들이 많다는 점이다. 9. 다른 아이템에 비해 생활비 충당이 어렵다 라고 보고한 사람들의 비율이 높다는 사실은 이 유형 의 문항이 좀 더 일반적이고 주관적인 성격을 지닌다는 사실을 부분적으로 반영하고 있다. 10. 생활비 충당이 어려운 사람들의 비율은 북유럽 국가(아이슬란드 제외), 룩셈부르크, 오스트리아, 그 리스의 10% 미만부터 체코, 헝가리, 아일랜드, 이탈리아, 폴란드, 포르투갈, 스위스, 슬로바키아, 일본, 호주의 25% 이상까지 분포해있다. 불충분한 난방을 보고한 이들의 비율은 벨기에와 그리스, 헝가리, 이탈리아, 폴란드, 포르투갈, 슬로바키아는 10%를 초과하고 체코, 독일, 헝가리, 폴란드, 슬로바키아, 일본, 미국에서는 동일한 비율의 사람들이 식료품 선택에 제한을 받는다고 응답했다. 수도광열비 납부연체를 응답한 이들의 비율은 그리스, 헝가리, 이탈리아, 폴란드, 스위스, 호주, 미 국의 경우 10%가 넘었고 그리스와 아이슬란드에서는 동일 비율의 사람들이 모기지나 집세 연체를 응답했다. 11. 여러 결핍 항목의 복합적 측정을 기반으로 한 비소득 빈곤값을 산출하는데 사용할 수 있는 접근방 식들은 부록 7.A1을 참조한다. 12. 소득과 물질결핍간 관계를 설명하는 대안적 접근방식은 Saunders and Adelman(2006)에서 사용 되었는데 여기에서는 물질적 결핍을 겪고 있는 다양한 소득 집단(소득의 내림차순으로)에 속하는 사 람들의 비율을 보여준다. 이 자료에 따르면 영국보다는 호주에서 그래프의 경사가 좀 더 급하고 단 조롭다. 13. 데이터가 나와 있는 24개 OECD 회원국에서는 66세부터 75세까지의 인구집단과 75세를 초과하는 인구집단은 둘 이상의 아이템의 경우 인구 평균의 결핍위험보다 각각 62%, 60% 낮고 셋 이상의 아이템의 경우에는 불과 47%,43% 낮았다. 14. 노인 가장을 둔 가구에서는 개인의 연령에 따른 패턴이 나타난다. 은퇴연령의 가구주를 둔 가구는 결핍 위험이 항상 전체 인구보다 낮은데 노인 가구주 홀로 거주하며 일을 안하고 있는 경우에도 마 찬가지이다. 오스트리아, 그리스, 폴란드, 포르투갈의 경우만 둘 이상의 결핍을 보고해온 독거노인 의 비율이 전체 인구보다 높았다. 15. 그 외에도 수많은 패턴들이 표 7.A2.1에서 나타난다( 참 조). 첫째, 일정한 개수의 결핍 아이템에 있어서 겹치는 정도는 소득기준점이 높아질수록 올라간다. 예를 들어 OECD 국가의 국민들 중 둘 이상의 아이템 결핍을 보고해온 사람들 가운데 30%는 60% 기준점 미만의 소득을 올리고 있고 중위소득 기준점 40% 미만의 소득인 경우는 10%에 불과했다. 셋 이상의 아이템이 결핍된 사람들의 경우 그 비율은 각각 37%와 13%가 된다. 둘째, 일정한 소득 기준점에 있어서 아이템의 개수가 많아질수록 겹치는 부분도 커진다(예: 중위 소득 기준점 60% 미 194 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

197 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 만의 소득을 올리는 사람들의 경우 두가지 이상 항목이 결핍된 경우는 30%, 세 가지 이상 항목인 경우는 37%이다. 참고문헌 Boarini, R. and M. Mira d Ercole (2006), Measures of Material Deprivation in OECD Countries, OECD Social, Employment and Migration Working Paper No. 37, OECD, Paris. Bradshaw, J. and N. Finch (2003), Overlaps in Dimensions of Poverty, Journal of Social Policy, Vol. 32, No. 4. Breunig, R., D. Cobb-Clark, X. Gong and D. Venn (2005), Disagreement in Partner Reports of Financial Difficulty, IZA Discussion Paper No. 1624, Bonn, May. Callan, T., B. Nolan and C.T. Whelan (1993), Resources, Deprivation and the Measurement of Poverty, Journal of Social Policy, Vol. 22, No. 2. Callan, T., B. Nolan, B.J. Whelan, C.J. Whelan and J. Williams (1996), Poverty in the 1990s: Evidence from the 1994 Living in Ireland Survey, Oak Tree Press, Dublin. Desai, M. and A. Shah (1988), An Econometric Approach to the Measurement of Poverty, Oxford Economic Papers, Vol. 40, No. 3. Eurostat (2002), Deuxième rapport sur le revenu, la pauvreté et l exclusion sociale, Statistiques sociales européennes, Luxembourg. Gallie, D. and S. Paugam (2002), Social Precarity and Social Integration, Rapport pour la Direction générale de l emploi de la Commission européenne. Gordon, D., R. Levitas, C. Pantazis, D. Patsios, S. Payne and P. Townsend (2000), Poverty and Social Exclusion in Britain, Joseph Rowntree Foundation, York. Jensen, J., M. Spittal, S. Crichton, S. Sathiyandra and V. Krishnan (2002), Direct Measures of Living Standards: the New Zealand ELSI Scale, Ministry of Social Development, Wellington. Kangas, O. and V.-M. Ritakallio (1998), Different Methods Different Results? Approaches to Multidimensional Poverty, in H.-J. Andress (ed.), Empirical Poverty Research in a Comparative Perspective, Aldershot, Ashgate. Layte, R., B. Maître, B. Nolan and C. T. Whelan (2001), Persistent and Consistent Poverty in the 1994 and 1995 waves of the European Community Household Panel, Review of Income and Wealth, Vol. 47, No. 4. Mack, J. and S. Lansley (1985), Poor Britain, Allen and Unwin, London. Nolan, B. and C. Whelan (1996), Measuring Poverty using Income and Deprivation Indicators: Alternative Approaches, Journal of European Social Policy, Vol. 6, No. 3. OECD (2006), Society at a Glance OECD Social Indicators, OECD, Paris. Perry, B. (2002), The Mismatch Between Income Measures and Direct Outcome Measures of Poverty, Social Policy Journal of New Zealand, Vol. 19. Piachaud, D. (1981), Peter Townsend and the Holy Grail, New Society, Vol. 57. Saunders, P. and L. Adelman (2006), Deprivation and Exclusion: A Comparative Study of Australia and Britain, Journal of Social Policy, Vol. 35, No. 4. Sen, A.K. (1983), Poor, Relatively Speaking, Oxford Economic Paper, No. 35. Townsend, P. (1979), Poverty in the United Kingdom, Harmondsworth, Penguin. Van den Bosch, K. (2001), Identifying the Poor: Using Subjective and Consensual Measures, Ashgate, Aldershot. Whelan, C.T., R. Layte and B. Maître (2002), Persistent Deprivation in European Union, Schmollers Jahrbuch: Journal of Applied Social Sciences, Vol. 122, pp Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 195

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199 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 부록 7.A1 다중결핍의 복합적 측정에 의한 비소득빈곤의 만연 정도 여러 형태의 결핍을 겪는 이들에 관한 자료를 통해 이 장에서 이미 설명한 대로 일정 범위 의 패턴을 파악할 수 있지만 다중 결핍의 경험을 기준으로 비소득빈곤의 요약 측정값을 이끌 어내는 것은 어려운 일인데 실질적인 이유와 개념적인 요인이 작용하기 때문이다. 실질적인 이 유는 이미 설명했다시피 국가별 설문 문항의 표현 차이를 주로 반영하는 반면 개념적인 이유 는 두 가지 주요 사안과 관련한 것이다. 첫번째는 각 결핍 아이템에 할당된 중요성이다. 즉, 고려대상인 일곱 가지 결핍 아이템에 모 두 똑 같은 가중치를 부여하는 측정방법과 각 아이템이 전체 인구에서 차지하는 비중에 따 라 가중치를 부여하는 방법, 다시 말해 한 사회에서 좀 더 일반적으로 사용되는 아이템에 더 많은 가중치를 부여하는 방법 중 무엇을 선택하는가의 문제이다. 두번째는 사용할 기준점의 선택이다. 1 이러한 기준점들은 결핍 아이템의 절대수(예: 둘 이상 의 아이템이 결핍된 이들)를 기준으로 할 것인가 또는 전형적인 결핍 아이템의 개수에 전체 인구를 곱한 수를 기준으로 할 것인가이다. 이러한 두 가지 질문에 대한 확실한 대답이 없으므로 표 7.A1.1은 동일한 설문에서 추출한 소득빈곤 인원수(여러 기준점에 근거한)뿐 아니라 여러 가지 비소득 빈곤 요약측정값을 보여 주고 있다. 2 첫번째 칼럼은 가중치가 적용되지 않은 아이템에 대한 결핍율(즉, 모든 유형의 결 핍이 동일한 중요도를 가짐)인데 결핍 빈곤 의 잣대가 되는 아이템 개수는 국가별로 다양 했다. 이것은 결핍 아이템의 평균 개수를 두 배하여 기준점을 설정함으로써 달성된다. 3 실질적 으로는 대부분의 국가에서 아이템 두 개에 결핍 기준점을 설정했고 체코와 그리스, 헝가리, 이 탈리아, 포르투갈, 스위스, 슬로바키아, 호주, 일본, 미국에서는 아이템 세 개에, 폴란드에서는 네 개에 설정했다. 이 측정방법을 기준으로 하면 표 7.A1.1에 나온 OECD 국가의 모든 사람 들 중 14% 가량은 다수 결핍을 경험했는데 이 비율은 60% 기준점의 소득빈곤 인원수에 가깝 다. 이렇게 가중치를 적용하지 않은 다수 결핍 요약 측정값은 그리스, 헝가리, 폴란드, 슬로바 키아의 경우 20%를 초과하고 있으며 오스트리아, 덴마크, 핀란드, 룩셈부르크, 네덜란드, 노르 웨이, 스웨덴은 10% 미만이다. 이 측정방법에서 결핍율은 아일랜드, 영국, 호주, 일본, 미국에 서는 60% 기준점일 때 소득빈곤 인원수의 절반 정도이나 헝가리와 슬로바키아는 인원수의 거 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 197

200 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 의 두 배이다(그림 7.A1.1, 왼쪽 패널). 소득빈곤 인원수와의 상관관계는 양의 관계이긴 하지 만 낮다. 표 7.A1.1. 서로 다른 기준점에서의 물질결핍 및 소득빈곤의 요약 측정값 개별 데이터 기준 물질결핍의 요약평가 가중치 미적용 가중치 적용 소득빈곤율 기준점 설정 기준점 설정 평균2배 20% 30% 평균2배 중위60% 중위50% 중위40% 유럽국가 오스트리아 벨기에 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 룩셈부르크 네덜란드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 비유럽국가 호주 일본 미국 평균 EU 비EU OECD StatLink 주: 첫번째 칼럼의 결핍율은 인구 전체에게 결핍된 아이템의 평균 개수를 두배하여 설정한 기준점을 기준으로 하고 있다. 즉, 그림 7.2에 나타난 것과 같이 대상이 되는 항목의 개수(7)와 해당되는 아이템 평균 개수의 차이를 두배한 수이다. 실제로는 오스트 리아, 벨기에, 독일, 덴마크, 스페인, 핀란드, 프랑스, 아일랜드, 아이슬란드, 룩셈부르크, 네덜란드, 노르웨이, 스웨덴, 영국, 일본의 경우 기준점이 2이고 체코와 그리스, 헝가리, 이탈리아, 포르투갈, 스위스, 슬로바키아, 호주, 미국은 3, 폴란드는 4이 다. 출처: 여러 가구 설문조사를 근거로 OECD 사무국에서 산출. 다중 결핍의 요약 측정값을 산출하는 또 다른 방법은 일반적인 빈도에 따라 아이템 별로 가중치를 적용하는 것이다. 가중치 적용은 별개의 1부터 7까지 의 결핍 스케일을 0(대상 아이템 중 어떤 것도 결핍되지 않은 사람들의 경우)부터 1(모든 아이템이 결핍된 사람들의 경 우)까지의 연속적인 수치로 전환하는 장점이 있다. 단점은 가중치가 외부 요인에 민감하다는 것이다. 4 부록의 표 7.A1.1은 세 가지 기준점을 기반으로 가중치를 적용한 결핍 요약 측정 값을 보여주는데 세 기준점은 모든 아이템의 20%와 30%(여러 국가에서 공통적으로 사용하는 기준점), 그리고 전체 인구가 경험한 결핍 아이템의 평균 개수를 두배하여 설정한 상대적 기준 198 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

201 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 점(국가마다 다름)이다. 평균적으로(OECD 22개국 포함) 상대적 기준점 기준 가중치를 적용 한 결핍율은 9%이며 체코, 그리스, 헝가리, 폴란드, 슬로바키아, 미국의 12% 이상부터 오스트 리아, 덴마크, 룩셈부르크의 5% 미만까지 분포한다. 평균적으로 이러한 다수결핍 요약측정값은 중위소득 50% 기준점 기준 빈곤대상자수에 가깝지만 이 경우에도 국가별로 차이가 크다. 이 러한 다중 결핍의 요약 측정값은 일본, 룩셈부르크, 스페인에서는 빈곤 인원수보다 훨씬 낮지 만 체코와 슬로바키아, 프랑스, 아이슬란드, 헝가리에서는 훨씬 높다(그림 7.A1.1, 왼쪽 패널). 이러한 다중 결핍 평가와 소득빈곤 대상자수간 상관관계는 가중치 비적용 측정값의 경우 보다 더 높지만 국가별로 차이가 크다. 그림 7.A1.1. 물질결핍 요약측정값과 소득빈곤대상자수 간의 관계 개별 데이터 기준 소득-빈곤 인원수 60% 소득-빈곤 인원수 50% 가중치 미적용 결핍율 출처: 여러 가구 설문조사를 근거로 OECD 사무국에서 산출. 가중치 적용 결핍율 StatLink 주 1. 타운센드 Townsend(1979)는 점수가 5점 이상인 이들은 결핍 상태로 보았고 결핍 점수가 불균형 하게 올라간 수준에 맞춘 소득 기준점을 이끌어냈다. 물질결핍에 대한 대부분의 연구에서는 절대 적인 기준을 사용하는데 대개 아이템의 최소 개수를 설정하고 (최소한) 이들 아이템의 결핍을 보고 하는 이들을 빈곤층으로 계산한다. 다른 접근방식들은 상대적 기준점에 의존하는데 여기에서는 빈곤은 특정 아이템들의 결핍으로 정의되며 그 결핍 정도는 이들 아이템이 부족한 사람들의 수가 소득빈곤층 수와 동일해지는 수준으로 설정한다(Layte et al., 2001). 그러나 이러한 절차는 목적이 소득빈곤대상자수와 함께 사용할 수 있는 비소득빈곤의 독립 측정값 산출이라면 유용성이 떨어질 것이다. 2. 표 7.A1.1에 나타난 소득빈곤 인원수는 제 5장에서 소개한 OECD 소득분배 설문을 기준으로 한 숫 자와 매우 유사하며 중위소득 50% 기준점의 경우 상관계수는 0.88, 60%인 경우 91%이다. 3. 이것은 소득빈곤을 위한 기준점으로 중위소득의 절반을 사용하는 것과 같다. 여기에서는 중위값이 아니라 평균값이 사용되는데 사람들에게 결핍된 아이템의 중위 개수가 대개 0이기 때문이다. 이 접 근방식은, 평균적으로 사람들이 일곱 가지 아이템 중 여섯 개를 가지고 있으면 (즉, 한 가지 아이템 이 부족하면) 기준점은 2에 맞춰진다. 결핍된 아이템의 개수가 소수점으로 나오면 전통적으로 더 높은 정수로 올림된다.(예를 들어 1.5개 아이템이 부족하다면 2로 올림한다). Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 199

202 Ⅲ. 빈곤의 특성 7. 비소득 빈곤: 물질결핍지표를 통해 얻을 수 있는 교훈은 무엇인가? 4. 전체 인구 중 결핍을 겪는 이들의 비율이 매우 낮으면 결핍의 다른 유형에 부여되는 가산점은 매우 작아진다(0이 되는 경우가 많다). 영국의 가중치 적용 결핍율이 표 7.A1.1에 나타나있지 않은 것이 이런 이유 때문이다. 200 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

203 제4절 불평등의 또 다른 측면

204

205 제4절 제8장 세대간 이동성: 소득 불균형을 상쇄하는가 아니면 오히려 악화시키는가? * 소득, 교육, 직업, 개인적 특성 등은 모두 부모에서 자녀에게로 이전되는 경향이 있는 데 분배 상위층과 하위층에서 특히 그렇다. 세대간 이동성이 낮은 국가는 한 시점에 서의 소득불균형이 심하고 교육투자 수익률이 높은 경향이 있는데, 이는 불리한 조건 이 한 세대에서 다음 세대로 이전되는데 있어 교육 시스템과 부모의 자녀교육 전략이 매우 중요함을 보여준다. * 이 장은 OECD 사회정책과의 애나 크리스티나 다디오가 작성했으며 D Addio (2007)에서 발췌했다. 좋은 의견을 제시해준 마크 피어슨과 마르코 미라 데르콜, 편집을 도와준 패트릭 햄에게 감사드린다.

206 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 서론 많은 OECD 회원국들이 세대간 이동성, 즉 장점이나 단점의 대물림 현상을 우려하고 있다. 자녀들이 부모로부터 경제직 지위나 기타 중요한 사회적 특성을 상당부분 물려받는다면, 사회 의 많은 이들이 불공평함과 기회의 부족을 자각하게 된다. 사회적, 경제적 지위의 대물림 정도 가 심한 사회는 불공평한 사회 로 인식될 뿐 아니라 성공의 기회를 모든 이들이 평등하게 갖는 사회보다 생산성도 떨어질 것이다. 왜냐하면 불리한 배경을 가진 젊은이들의 재능과 기술 을 낭비하게 되기 때문이다. 1 이번 장에서는 D Addio(2007)의 세대간 이동성의 광범위한 연구를 바탕으로 소득의 차 이가 대물림되는 정도에 관한 실증적 증거를 요약하기로 한다. 첫번째 섹션에서는 세대간 소득 과 교육 전달에 관해 나와 있는 증거자료들을 대략적으로 살펴보면서 이에 기여하는 가장 중 요한 요소들을 파악하기로 한다. 그리고 나서 단점의 대물림이 정책에 시사하는 바를 논하는데 출생 시의 불평등을 감소시켜 이후의 성취와 성공 기회가 저해되지 않도록 하는 정책에 초점 을 맞춘다. 여기서는 생애주기의 관점에서 자녀들의 성과를 분석한다. 이러한 관점에서, 자녀의 삶의 기회가 긍정적으로든 부정적으로든 부모의 행동과 환경에 의해 영향 받는 정도는 자녀에 게 가능한 한 최고의 출발점 을 제공해줄 수 있는 정책 개발에 필수 요소가 된다. 불리한 조건의 대물림: 개요 소득, 교육, 직업, 성격은 모든 OECD 국가에서 지속되는 것으로 나타난다. 그러나 그 규모 는 분야에 따라 다양할 것이다. 예를 들어 교육, 직업, 심지어 성격의 대물림은 크게 나타나는 반면 소득에서는 대물림의 정도가 다를 수 있다(예: 같은 직업이라도 소득차이가 다양하기 때 문). 2 대물림의 결과 역시 사람들의 특성에 따라 다양하게 나타날 것이다. 예를 들어 저소득의 대물림은 고소득과 다르며 저소득 가정에서 성장하는 것은 다른 형태의 단점과 함께 축적될 수 있다. 여기에서는 개인의 특성의 대물림에 초점을 맞추겠지만 이러한 대물림의 규모를 결정하는 것은 몇 가지 요인이라는 점은 강조해야 한다. 이러한 요인들 중 하나는 각국의 거시경제적 맥 락이다. 예를 들어 많은 자녀들이 부모보다 나은 경제적, 사회적 조건을 누려왔는데 이것은 지 난 50년간 강력한 경제성장이 있었고 이로 인해 고숙련, 고임금 직종으로의 이동 기회가 늘어 난 덕택이 컸다. 그러나 경제성장의 전반적인 속도는 여러 요소들 중 하나일 뿐이다. 사회가 불공평할수록 자녀들이 메워야 할 격차가 커지기 때문에 사회적 사다리를 올라가는 것이 더욱 어려워진다. 204 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

207 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 소득의 대물림 소득의 대물림에 대해 우리가 알고 있는 것은 무엇인가? 세대간 소득 이동성은 한 시점에서 모든 성인들이 자녀들에게 전달한 상대적 소득의 차이 로 측정된다. 이 숫자(또는 탄력성)가 클수록 소득의 세대간 이동성은 낮아진다. 가족 소득은 측정이 어렵고 해석도 복잡하기 때문에 대부분의 연구는 아버지와 아들의 소득에 초점을 맞춰 왔다. 최근 많은 여성들의 교육수준이 높아지고 노동시장에의 참여도 늘어났지만 아버지와 딸 의 소득 대물림 차이를 다룬 연구는 찾아보기 힘들다. 3 일반적으로, 자료에 따르면 근로소득 자산 및 복지로부터의 소득도 마찬가지- 은 세대가 흘러도 지속된다. 또한 취약 가구의 경우 단점(불리한 조건)이 지속되는 경향이 있다. 불리한 가정배경 예를 들어 저학력, 건강상 문제, 편부모 또는 실업 등- 은 빈곤의 지속을 부추기는 경향이 있다. 마찬가지로 빈곤이 집중된 지역에서 성장하는 것 역시 빈곤의 대물림, 장기적인 복지혜택에의 의존, 범죄에의 희생, 가족 해체 등에 일조할 수 있다. 4 소득의 대물림은 OECD 국가별로 큰 차이를 보인다. 예를 들어 북유럽국가와 호주, 캐나다 의 경우 부모 소득 격차의 20% 미만이 자녀들에게 대물림되는 반면 이탈리아, 영국, 미국을 포함한 일부 국가에서는 40에서 50% 사이이다(그림 8.1). 이들 국가는 다른 국가에 비해 직 접적으로(금전의 대물림 또는 자녀의 성공을 위한 추가적인 투자를 통해서) 또는 간접적으로 (좋은 동네에 산다든지 특정 인종 출신이라든지) 부모가 자녀의 성공과 실패를 결정하는 정도 가 크다. 간단하게 말하면, 이탈리아나 영국처럼 탄력성 값이 0.50이면 부모 소득의 상대적 격 차 중 50%가 평균적으로 자녀에게 전달된다는 의미이다. 탄력성이 0.15(덴마크)이면 부모 소 득의 상대적 격차 중 15%만 자녀에게 전달된다는 의미이다. 주어진 탄력성의 절대적인 영향은 불평등한 사회에서는 당연히 더 클 것이다. 5 그림 8.1. 선별된 OECD 국가의 소득 대물림 탄력성 덴 마 크 호 주 노 르 웨 이 핀 란 드 캐 나 다 스 웨 덴 독 일 스 페 인 프 랑 스 미 국 이 탈 리 아 영 국 StatLink 주: 각 막대그래프의 높이는 Corak(2006)에서 수행한 메타 분석의 결과로 나타난 소득 대물림 탄력성을 몇 개국의 국가별 연구 데 이터와 통합하여 산출한 값이다. 파라미터가 높을수록 소득의 지속성이 크다는 것을 의미한다(즉, 세대간 이동성은 낮다). 출처: 이탈리아, 스페인, 호주를 제외한 모든 국가는 Corak(2006)을 바탕으로 D Addio(2007). 이 세 국가 중 호주는 Leigh (2006), 스페인은 Hugalde Sanchèz(2004), 이탈리아는 Piraino(2006)에서 발췌했다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 205

208 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 저소득층에서 이동성이 낮다는 것은 개별 국가를 대상으로 한 여러 연구를 통해 보고되고 있다. 6 여섯 개 국가(덴마크, 핀란드, 노르웨이, 스웨덴, 영국, 미국)를 비교한 Jäntti et al. (2006)에 따르면 저소득층에서 이동성이 낮은데 이는 국가별 남성의 세대간 이동성 패턴도 설명하고 있는 것일 수 있다. 이 연구에서 발췌한 표 8.1에서는 아들이 아버지와 동일한 소득 오분위에 속할 확률이 최저 오분위와 최고 오분위에서는 항상 더 크다는 것을 보여주고 있는 데 미국의 경우 최저 소득 오분위에서 특히 확률이 높았다. 표 8.1. 소득분포 전범위에 걸친 세대간 이동성 아들이 아버지와 동일한 소득 오분위집단에 속할 확률 덴마크 핀란드 노르웨이 스웨덴 영국 미국 첫번째 오분위 두번째 오분위 세번째 오분위 네번째 오분위 다섯번째 오분위 출처: Jäntti et al. (2006)에서 추정한 이동 매트릭스 기준. StatLink 많은 연구에서 저소득층의 낮은 이동성이 빈곤의 대물림을 증가시킨다고 보고하고 있다. 7 저소득층의 이동성이 매우 낮은 사회에서는, 복지에 의존해 생활하는 가정에서 성장하는 경우 성인이 되어서도 정부 보조금 수혜자로 살아갈 가능성이 높아진다. 현재 나와 있는 연구 자료 로는 복지 수혜의 대물림 정도를 국가별로 비교하기 힘들지만 많은 OECD 국가에서 복지에의 의존이 대물림된다는 것은 이미 확인된 사실이다. 8 이러한 대물림은 서로 다른 여러 메커니즘 으로부터 진행되는데 일부는 임시 메커니즘이고 일부는 그렇지 않으며 사회정책이 구조화되고 이행되는 방법을 포함하고 있다. 예를 들어 보조금 수혜 자격조건 규정의 구조와 능동적 지급 과 수동적 지급 중 어느 쪽에 중점을 두느냐 하는 문제는 복지의존 상태의 대물림에 있어서 서로 다른 세대간 패턴으로 이어질 것이다. 즉, 수동적인 프로그램은 능동적인 프로그램보다 세대간의 높은 전달로 이어질 확률이 높다(Corak et al., 2004). 그러므로, 예를 들어 미국에 서 관찰된 복지의존 상태의 강력한 세대간 상관관계는 프로그램의 설계(1996년 이전에 그랬 던 것처럼)및 대상설정을 어떻게 했느냐와 관련된 것일 수도 있다. 빈곤, 좀 더 일반적으로는 불평등의 대물림은 기회의 평등을 위협하고 경제적 비효율을 야 기한다. 그러므로 소득차의 대물림에 가장 크게 기여하는 요인이 무엇인지 파악하면 지속적인 빈곤을 감소시키는데 필요한 정책에 대한 이해를 제고할 수 있다. 실제로 교육과 보건, 고용 시스템, 주거지 이동, 도시 재활성화를 겨냥한 조치는 세대간 소득 이동성에 영향을 미침으로 써 빈곤의 순환 고리를 끊는데 기여할 수 있다. 무엇이 소득 대물림의 정도를 결정하는가? 표 8.2는 몇몇 실증적 연구를 통해 나와 있는, 세대간 소득전달에 기여하는 여러 요인에 대한 자료를 요약한 것이다. 이러한 연구의 대부분은 학교교육과 가정형편의 영향이 일반적으 로 상당히 큰 것으로 보고하고 있지만 다른 요소들의 중요성도 밝히고 있다. 부모에서 자녀에게로 전달되는 부는 여러 가지 방식으로 자녀의 소득에 영향을 미친다. 직 접적으로는 증여와 유산의 형태로 배경에 따라 자녀들의 자산을 증식시키며 간접적으로는 영양, 건강, 교육, 좋은 주거지와 주변 환경, 여러 활동에 있어서 중요한 초기 자본 제공 등 206 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

209 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 을 통해서 자녀가 성인이 된 후 벌어들이는 소득에 부모의 부가 기여를 하게 된다(예: Blanchflower and Oswald, 1998). 아마도 가장 중요한 영향은 자본시장실패의 중요도를 감소시킨다는 점일 것이다. 이상적인 세계에서라면, 사람들이 인적자본에 투자하기 위해 자 본시장에서 대출을 신청할 때, 대출 가능여부에 부모의 배경이 아무런 영향을 미치지 않아야 한다. 그런데 실제로는 미래에 벌어들일 소득을 담보로 대출을 받는 것은 어려운 일이며 유 동성의 한계가 인적자본 투자에 영향을 미친다(Becker and Tomes, 1979). 이런 상황에서 저소득 부모들은 자녀의 인적자본에 투자를 덜하게 되어 빈곤의 순환 고리를 끊기가 더 힘 들어진다. 부의 이전은 세대간 소득 이동성에 간접적으로도 영향을 미칠 수 있는데, 예를 들 면 저축 및 학습 성향, 근로 윤리와 리스크 관련 행동 등 경제적 성공에 필요한 특성에 영향 을 미치기 때문이다. 9 유전적 요인의 경우 소득의 대물림에 대한 기여의 저변에 깔린 메커니즘은 제대로 설명되지 않고 있지만 역시 중요하다. 연구 자료에 따르면 아이큐의 유전은 세대간 소득 상관관계에 기여하는 바가 거의 없다. 성격(과 행동 전적으로 유전으로 결정되는 것은 아니지만)과 같 은 유전적인 특성들은 중요한 전달 채널로 보인다. 각 개인의 인종적 뿌리 역시 세대간 소득 전달에 기여하는 요소이다. 이것은 인종이라는 요소가 인적자본 축적 과정에서 외부요인으로 작용하기 때문인 것 같다(Borjas, 1992). 이러한 파급효과 는 주로 비슷한 사람들이 비 슷한 지역에 집중됨으로써 작용하며 가족이 거주하는 동네와 관련된 요인과는 다르다. 왜냐 하면 같은 동네라 할지라도 어린이들은 같은 인종의 친구들과 어울릴 확률이 높으며 이 경 우 동일 인종의 또래들이 미치는 영향이 동네의 다른 이들이 미치는 영향보다 크기 때문이 다. 주변이웃의 장기적인 인과적 영향에 있어서 모호성이 상당히 높긴 하지만 일부 연구에 따르 면 소득의 대물림을 설명하는데 지역의 상황은 중요한 요인으로 작용한다. 예를 들어 실업률 이 낮은 소위 좋은 동네에서 자란 아이들이 성인이 되면 더 높은 소득을 올리는 경향이 있다. 부모의 고용상태 역시 소득을 떠나서 결국 자녀가 벌어들이는 수입에 여향을 미친다. 다시 말하면 자녀에게 일하는 부모라는 긍정적인 롤 모델을 제시하는 것이 근로에 대한 자 녀의 태도에 영향을 미치는 것이다. 소득의 대물림에 관한 또 다른 요인은 가구의 구조이다. 예를 들어 아버지의 수입과의 상관 관계는 막내들보다는 첫째의 경우 높게 나타난다. 동일한 계층간 결혼 (사람들이 비슷한 교육수준과 소득 잠재력을 가진 상대와 결혼하는 것)의 경우 자녀들이 부모와 비슷한 소득 을 갖게 될 확률이 더 높다. 마지막으로 교육 정책 역시 세대간 소득 이동성의 정도에 영향을 미칠 수 있다. 예를 들어 공적 공급이나 교육자금 지원은 교육비를 낮추기 때문에 이동성을 높일 수 있다. 이것은 암 묵적으로 부모의 대출 제한에 영향을 미치고 교육 과정에 가족이 투입하는 자원에 대한 대 체재를 공급한다. 물론 공교육의 상대적인 품질 역시 결과에 중요한 영향을 미친다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 207

210 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 208 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

211 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 209

212 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 전체적으로 연구를 통해 알 수 있는 것은 한 세대에서 다음 세대로 전달되는 소득 차이의 상당 부분은 자녀가 통제할 수 있는 수준을 벗어나거나(예: 동네 수준, 가족 구조, 태어난 순 서) 부모의 통제수준(예: 인종)을 벗어나는 것들이다. 인적자본에 대한 투자 등 다른 요인들은 부분적으로는 부모의 통제하에 있으나 한계가 있으며(예: 금전적 또는 사회적 한계), 정보 부 족이나 선견지명의 부족으로 부모가 최선이 아닌 차선의 선택을 하는 경우도 있다. 이렇게 되 면 사회 내 재능의 비효율적인 분배로 이어지며 세대간 불균형의 지속을 야기할 수 있다. 교육 광범위하게 정의된- 은 개인적, 사회적 혜택을 생성함으로써 사회 계층화, 그리고 그와 동시 에 세대 내, 세대간 기회와 불평등의 상관관계의 중심적인 구성요소가 된다. 그래서 다음 섹션 에서는 교육적 불평등이 부모에서 자녀에게로 전달되는 정도에 대해 살펴보기로 한다. 교육의 대물림 학력과 자격을 갖추는 것은 세대간 상관관계가 상당히 크다. 학자들이 해답을 찾고자 했던 가장 중요한 문제는 유전적 요인과 행동적 요인(예: 평균적으로 교육수준이 높은 부모가 좀 더 효과적인 부모인가?)이 각기 어느 정도 작용하는가 이다. 일반적으로 이러한 연구에 따르면 유 전된 능력과 가족 배경이 교육 성과의 대물림에 기여하고 있지만(D Addio, 2007) 학교 교육 이 어떤 방식으로 조직되어 있는가 역시 매우 중요하다. 10 이러한 결론은 표 8.3에서 다루고 있는데 여기에서는 2003년 OECD 국제학생평가 프로그램 PISA에 근거하여 다양한 배경을 가진 15세 학생들의 수학점수 차이를 비교하고 있다. 다양한 배경적 특징들 중에서도 부모의 교육이 가장 중요하다. 아버지의 교육수준이 낮은 학생들의 경우 교육수준이 높은 아버지를 둔 학생들보다 수학 점수가 62점 낮았다. 이러한 능력 차이는 학교 교육을 1.5년가량 덜 받은 것과 동일하다. (헝가리와 체코, 슬로바키아의 경우 2년 이상). 학생들의 점수는 부모의 직업과도 상관관계가 있다. 평균적으로 사회적 지위가 높은 직업에 종사하는 부모를 둔 자녀들은 더 좋은 성적을 올린다. 평균 격차(500점의 표준화 스케일에 서 -77점)는 대략 2년(2개 학년)정도에 해당한다. 격차는 룩셈부르크, 독일, 헝가리, 벨기 에에서 가장 컸는데 이들 국가에서는 사회적 지위가 가장 높은 부모를 둔 학생들이 수학과 읽기, 과학에서, PISA(2003)에서 1등을 기록한 핀란드의 평균 학생들 수준의 성적을 기록 했다. 대조적으로, 이들 국가에서 가장 지위가 낮은 직업에 종사하는 부모를 둔 학생들은 PISA 성적 하위권 국가들(그리스, 이탈리아, 멕시코, 터키)의 평균 학생들보다 약간 높은 성적을 기록했다. 11 한 부모 가정의 학생들 역시 성적이 낮았다(벨기에와 미국의 1개 학년이상부터 별 차이가 없었던 오스트리아, 체코, 슬로바키아까지 다양). 현지인이 아닌 학생들(즉, 현재 다니고 있 는 학교가 있는 국가가 아닌 다른 국가에서 태어난 학생들), 1세대 학생들(현지인들과 비교 해 격차가 1개 학년 이상), 그리고 학교에서 사용하는 언어가 아닌 언어를 부모가 가정에서 사용하는 학생들(특히 벨기에와 독일. 그러나 이 격차는 캐나다와 호주, 뉴질랜드의 경우 가 장 작음) 역시 낮은 성적을 기록했다. 210 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

213 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 표 8.3. 다양한 배경적 특성에 따른 15세 학생들의 수학 점수 평균 성취도 차이 500점 표준화 스케일에서 학생들의 성취도 차이 아버지의 학력 어머니의 학력 가족유형 출신국가 고등교육 대비 저학력 고등교육 대비 중간학력 고등교육 대비 저학력 고등교육 대비 중간학력 부부 대비 편부모 현지인 대비 1세대 현지인 대비 이민자 가족 사용언어 집에서 다른 언어 사용 경제/사 회/문화 적 지수 최고 사분위 대비 최저 사분위 호주 오스트리아 벨기에 캐나다 체코 덴마크 핀란드 프랑스 독일 그리스 헝가리 아이슬란드 아일랜드 이탈리아 일본 한국 룩셈부르크 멕시코 네덜란드 뉴질랜드 노르웨이 폴란드 포르투갈 슬로바키아 스페인 스웨덴 스위스 터키 미국 OECD StatLink 주: 각 칼럼은 불리한 배경을 가진 학생들과 유리한 배경의 학생들간 수학 평균 점수 차이를 보여주고 있다. 마지막 열은 가중치를 적용하지 않은 OECD 평균을 보여준다. 출처: PISA (2003)에서 추출한 자료를 기준으로 OECD 사무국에서 산출. D Addio (2007) 이러한 다양한 배경적 특징은 서로 상관관계가 있다. PISA 사회, 경제, 문화적 지위 지수 (표 8.3의 오른쪽 칼럼)에서는 부모의 배경에 속하는 모든 요소를 요약하고 있다. 12 지수의 최 하위 사분면에 속하는 부모를 둔 학생들의 학습 성취도 차이는 최상위 사분면에 속하는 학생 들과 비교해 2.5개 학년 정도이다(차이는 헝가리와 벨기에의 3년 이상부터 아이슬란드, 핀란 드, 캐나다의 2년 미만까지 분포해 있다). 전반적으로, 경제, 사회, 문화적 지위 지수에서 한 단위의 변화와 연관된 수학점수 차이는 아이슬란드, 포르투갈, 멕시코에서 가장 낮았고(0.70) 체코와 슬로바키아, 벨기에에서 가장 높았다(1.25). 가정적 배경 외에도 정책과 제도 역시 세대간 교육 이동성에 영향을 미친다. 능력에 따라 아이들을 일찍부터 서열화하는 것은 세대간 교육 이동성을 감소시키지만 교육의 공적 지출(부 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 211

214 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 모가 부담하는 인적자본 비용 감소)은 이를 증가시킨다. Schűtz et al.(2005)에 따르면 가정 배경의 영향 13 FEB 과 유치원 진학률간에는 거꾸로 된 U자형 관계가 존재하는데 이는, 자녀들의 기회를 가족적 배경이 결정하는 정도를 조기 교육이 감소시킬 수 있다는 것이다. 여기에서 또 한 FEB의 규모가 사적 지출과 함께 증가하고 진학과 함께 감소한다고 밝히고 있으며 교육 시 스템의 이러한 특징은 FBE의 국가별 변수 중 거의 40% 정도를 설명할 수 있다고 주장하고 있다. 마지막으로 교육이 노동시장에서 보상받는 방식도 중요하다. 예를 들어, 지나치게 평등주의 적인 교육 시스템은 교육에 대한 투자 수익에 영향을 미침으로써 교육 이동성의 정도에 영향 을 줄 수 있다(Checchi et al., 1999; Checchi and Flabbi, 2005; and Chevalier et al., 2005). 예를 들어서 교육 시스템이 교육의 분배를 압박한다면 교육의 분배 역시 좁아질 가능 성이 크고 교육의 투자수익률도 낮아지게 된다. 수익률이 낮으면 저소득층 부모들은 자녀의 인 적 자본에 투자할 필요를 별로 느끼지 못하게 될 것이다. 간단히 말하면, 교육적 성취는 여러 세대에 걸쳐 지속된다. 이러한 지속성은 교육과 부모의 다른 특성들(직업과 문화 등)이 여러 제도(교육 시스템과 노동시장 등)와 상호작용하는 복합 적인 효과로 창출된다. PISA 자료를 보면 수학점수는 아이슬란드, 포르투갈, 멕시코의 경우 가 족적 배경의 영향이 가장 적었던 반면 체코, 슬로바키아, 벨기에에서는 가장 컸다. 미국, 스위 스, 독일, 일본에서도 비슷한 결과였다. 오스트리아(프랑스와 뉴질랜드와 비슷)가 딱 중간이었 다. 한 시점에서의 소득 불균형과 세대간 이동성, 연결 고리는 무엇인가? 한 시점에서의 소득 불균형 측정값이 평생 소득의 사다리를 올라갈 수 있는 기회를 얼마나 반영하고 있는가의 문제는 소득 불균형을 개인들과 정책입안자들이 어떻게 인식하느냐에 매우 중요한 영향을 미칠 것이다. 사실 설문 조사 결과를 보면 국가별로 차이가 있기는 하지만 대부 분의 사람들이 기회가 평등 하기만 하다면 소득과 부의 불균형을 기꺼이 수용하려는 자세 를 갖고 있다(표 8.4). 세대간 이동성 측정값은 평등한 기회를 평가할 수 있는 하나의 잣대를 제공해준다. 표 8.4. 분배적 정의에 관한 여러 진술에 동의하는 성인들의 비율 동의하는 비율에서 동의하지 않는 비율을 뺀 것. 기회만 평등하다면 더 많은 돈과 부를 가진 사람들이 있다 해도 공평하 다고 볼 수 있다. 부와 소득을 분배하는 가장 공평한 방법은 모두에게 똑 같은 몫을 나누 어주는 것이다. 남들보다 좀 더 똑똑하거나 기술이 좋다는 것은 단지 운이 좋아서 얻은 결과이므로 이들이 더 많은 돈을 벌 자격이 있는 것은 아니다. 열심히 일하는 사람들은 그렇지 않은 사람들보다 더 많은 돈을 가질 자 격이 있다. 일부 사람들이 다른 이들보다 돈을 더 번다 해도 사람들은 자신이 번 것을 지킬 권리가 있다. 출처: 국제 사회정의 프로젝트. Marshall et al.(1997)에서 발췌. 일본 서독 영국 미국 StatLink 일반적으로 세대간 소득 이동성과 한 시점의 소득 불균형 사이에 반드시 연관관계가 있는 것은 아니다. 사용된 소득 개념의 차이를 넘어서(개인의 근로소득이나 가구 소득이냐), 이 두 212 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

215 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 종류의 측정값은 서로 다른 시간대를 대상으로 하고 있고 이러한 차이 때문에 연관관계가 양 (+)의 관계일 수도, 음(-)의 관계일 수도 있는 것이다. 이러한 불확실성 때문에 실증적 증거 를 살펴보는 것이 중요하다. 그림 8.2 (왼쪽 패널)를 보면 OECD 12개국을 대상으로 하여 2000년 세대간 근로소득 이동성과 한 시점의 소득불균형의 전통적인 측정값 사이의 관계가 나와 있다. 일반적으로 주어진 시점에서 가장 평등한 소득 분배가 이루어진 국가는 세대간 소 득 이동성도 가장 높았다. 예외는 호주와 캐나다였는데 이 두 나라는 이동성이 높았으나 불균 형도 비교적 높은 편이었고 프랑스는 불평등의 수준에 비해 이동성이 낮았다. 14 그림 8.2. 세대간 이동성, 정적 소득 불균형과 사적 교육투자 수익률 세대간 근로소득 탄력성 세대간 근로소득 탄력성 소득불균형의 지니계수 사적 교육 투자수익률 StatLink 주: 세대간 이동성은 아버지와 아들간 근로소득 탄력성으로 측정된다. 소득불균형은 균등화 가구 가처분소득의 지니계수로 측정된 다. 사적 내부 교육투자수익률은 높은 교육성취도로 인한 세후 근로소득에 높은 교육 성취도를 이루는데 필요한 추가적인 사적 비용(과외비 및 필수 소득)을 뺀 값을 토대로 추정한다. 여기 나온 값들은 상위 고등교육을 마친 후 3차 교육을 받는데 투자한 개인을 가리킨다. 출처: 세대별 근로소득 탄력성에 관한 데이터는 그림 8.1에 나온 자료와 동일하다. 사적 교육투자수익률 데이터는 여러 연도의 OECD Education at a Glance 자료에서 발췌했다. 소득불균형의 지니계수 데이터는 과거에 출간한 OECD Society at a Glance 자료에서 발췌했다. D Addio (2007) 참조. 이러한 관계는 여러 가지로 설명할 수 있다. 한 가지는 사적인 교육투자수익률의 역할을 중심으로 한 것인데 이것이 근로소득 불균형에 영향을 미치기 때문이다. 근로소득의 분배가 넓 게 나타나는 국가들은 사적 교육 투자수익률도 가장 높은 국가들일 확률이 높은데 교육이라는 것이 근로소득 분배의 범위가 좁은 국가들보다는 훨씬 더 많은 급여를 주는 일자리(다른 일자 리에 비해)로의 접근을 가능하게 하기 때문이다. 그러나 부모의 소득이 교육에의 접근에 영향 을 미친다면 자본시장의 한계 때문에 또는 부유한 부모들은 좋은 학교가 있는 지역에 골라서 거주할 수 있기 때문에- 높은 교육투자수익률을 활용할 수 있는 능력은 부유한 가정의 자녀들 에게 한정될 것이다. 그림 8.2의 오른쪽 패널에서 보이는 바와 같이 세대간 교육 탄력성과 사 적인 교육투자수익률간의 (약한) 양의 관계가 실제로 존재한다. 그러므로 어떤 한 시점의 소득 불균형과 세대간 근로소득의 강한 상관관계는 전자가 고등교육에의 접근성에 영향을 미침으로 써 서로를 강화할 수 있다. 그러나 세대간 이동성과 정적 소득 불균형 간의 상관관계를 다른 방법으로 설명할 수도 있 다. 교육투자수익률과 소득불균형은 제도적 특성을 반영하므로 관계가 복잡하다. 예를 들어서 압축된 근로소득 분포와 높은 최저임금, 광범위한 협상 범위는 모두 교육투자수익률을 낮추는 데 기여한다(그리고 주어진 시점의 소득불균형을 낮추는데 기여). 이러한 현상을 제대로 이해 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 213

216 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 하면 세대간 근로소득 이동성 연구에 대해 유용한 통찰력을 갖게 될 것이다(Solon, 2004; Corak, 2006). 단점의 대물림: 정책에 있어 중요한가? 저소득 상태의 대물림으로 인한 불평등은 중요한 정책적 함의를 가진다. 교육정책, 조기교 육에의 투자, 의료 서비스에의 접근성, 이민 정책은 모두 사회 내 개인의 사회적, 경제적 위치 가 유전적 특성보다는 개인의 기술과 야심에 의해 결정되는 정도에 영향을 미친다. 세대간 이 동성을 국제적으로 비교하는 것은 서로 다른 제도와 사회적 조건, 노동시장의 구조 등 한 세대 의 사회경제적 위치를 다음 세대와 연결시킬 수 있는 요인들을 파악하는데 도움이 된다. 사회 정책은 개인의 전 생애에 걸친 기회의 불평등 감소를 목표로 하는 정부 개입을 통해 이 분야에서 매우 중요한 역할을 수행하고 있다. 예를 들어 어린 시절의 경험이 이후의 삶의 기회에 중요한 영향을 미치기 때문에 가족 정책은 어린 시절에 시작되는 이동성의 장애물을 해결함으로써 도움이 될 수 있다. 이러한 개입은 불리한 조건의 악순환을 끊을 수 있는 기회를 제공함으로써 아동발달과 빈곤퇴치에 기여한다. 사회정책 입안가들은 장점과 단점이 한 세대에서 다음 세대로 전달되는 방식을 이해할 필 요가 있다. 단점의 대물림을 약화시킬 수 있다면 모든 사회 구성원들의 적성과 능력이 효율적 으로 사용될 가능성이 높아지며 이를 통해 성장과 평등을 모두 증진시킬 수 있다. 자녀의 성과 에 부모의 배경이 미치는 부정적인 영향을 감소시키는 것이 대부분의 정책 입안가들이 바라는 바겠으나 부모의 행동과 환경이 자녀의 성과에 전혀 영향을 미치지 않는 사회 역시 바람직하 지는 않다. 대다수의 부모는 자녀에게 최상의 것을 해주려 하며 시간과 감정적 헌신, 돈을 투 자한다. 부모가 자녀의 발달에 영향을 미치는 것은 바람직하기도 하고 수긍할만하지만 그와 동 시에 공적 프로그램은 어떤 아이도 자신의 책임이 아닌 요인들 때문에 뒤처지는 일은 없도록 해야 한다. 국가가 기회의 평등을 증진시키고자 한다면 여러 가지 조치를 생각해볼 수 있다. 가장 중 요한 것은 여러 형태의 불평등을 감소시키는 일인데 현재의 소득 및 교육이 결과에 미치는 불 평등도 여기에 포함된다. 앞에서 제시된 증거자료를 보면, 결론적인 것은 아니었지만, 낮은 세 대간 이동성과 높은 소득 불균형의 일관된 국가간 양상이 나타나 있다. 이것을 보면, 이동성의 정도가 부모의 배경에 따라 다양하게 나타난다면 가족의 특성과 자원에 연계된 불평등이 시간 이 흐름에 따라 영속화될 가능성 또한 높을 것이다. 안타깝게도 이것이 의미하는 바는 한 세대 의 불평등이 다음 세대로 전달된다는 것이다. 그러나 이러한 연관관계는 보편적인 것이 아니며 몇가지 흥미로운 예외가 있다. 예를 들어서 한 시점의 가구소득 분포를 보면 호주와 캐나다는 여러 유럽 국가들보다 더 불균형하다. 그러나 이 두 국가는 세대간 이동성이 가장 높은 국가에 해당한다. 이것은 아마도 이민 때문으로 추정되는데 이민이 현재의 불평등과 소득 이동성을 둘 다 증가시킨다는 자료가 나와 있다- 조기교육과 양육의 공적 개입, 그리고 소외 계층을 위 한 개입도 일조할 것이다. 세대간 이동성을 결정하는 요소들을 분석해보면 정책을 통해 개선될 수 있는 여러 영역들 이 파악된다. 가정의 부와 부모의 교육수준은 자녀가 미래에 갖게 될 기회를 결정짓는 두 가지 중요한 요 214 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

217 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 인이다. 이 때문에 인적자본의 축적에 공적 개입이 커지면 세대간 이동성이 증가될 수 있는 것이다. 게다가 자본에 한계가 있는 즉, 빠듯한 유동성 한계를 겪고 있는- 부모들은 부유 한 부모들만큼 교육에 투자를 할 수가 없다. 이러한 유동성 한계의 영향 역시 자녀의 능력에 따라 다양하게 나타나는데 저소득 부모 밑에 능력이 뛰어난 자녀가 있다면 영향은 더 커진 다. 두 요인이 의미하는 것은 교육 및 사회 정책은 저소득가정과 뛰어난 능력을 가진 아이들 을 대상으로 하는 것이 중요하다는 점이다. 저소득 가정에서 자라는 것은 자녀들이 미래에 갖게 될 기회에 크게 영향을 미친다. 실제로 부모의 빈곤은 건강과 영향, 주거 수준과 관련되는데 이 모두가 아동발달 및 미래소득에 영 향을 미친다. 부모의 소득이 높은 것은 높은 수준의 교육(좋은 학교는 대개 좋은 지역에 위 치하기 때문), 좋은 어휘력과 비인지적 능력(자제력 등), 성장한 후 유용하게 쓰일 수 있는 사회적 네트워크 확보 등과 상호 연관되어 있다(Heckman and Carneiro, 2003). 이러한 영향 때문에 아동기의 빈곤을 감소시키는 것은 세대간 불평등 감소에 기여할 수 있다. 가족 구조 역시 세대간 이동성에 중요한 요소인데, 아마도 소득을 넘어선 이유 때문인 것으 로 추정된다. 가정 환경은 신념과 태도, 가치가 형성되는 곳이고 부모가 자녀들에게 롤 모델 을 제시하는 곳이다. 가족 구조는 세대간 이동성에도 중요성을 가질 수 있는데 가족 구성원 간 시간과 돈의 서로 다른 할당 때문이다. 한 부모 가정의 자녀들은 부모의 소득을 감안했을 때 보여야 하는 성과에 못 미치는 경우가 많다(대부분의 증거는 남자 아이들에 관련된 것이다). 물론 이런 부정적인 영향은 가족 구조의 직접적인 결과라기 보다는 선택의 문제일 수도 있다(예: Piketty, 2003). 마지막으로 주변이웃 환경이 아동-성인의 성과에 미치는 장기적인 영향에는 여전히 많은 모호성이 존재한다. 그나마 자신있게 말할 수 있는 것은 아이들의 웰빙에 지금 당장 중요하 다는 것이고 이것만으로도 정책적 개입을 정당화하기에는 충분하다. 정책 입안자들에게는 이러한 관찰 결과가 시사하는 바가 아동발달 연구의 교훈을 강화해주 고 있다. 아동기의 빈곤은 불리한 조건이 세대간에 대물림되는 통로이므로 이를 해결하는 것이 급선무이다. 부모가 일을 할 수 있도록 도움으로써 이 문제를 해결하는 것이 현금을 지원하는 것보다 훨씬 효과적인데 이것이 태도 또는 행동의 변화에 기여할 수 있기 때문이다. 특히 소외 된 가구나 지역에 의료, 영양, 보살핌의 지원을 집중하고 유아기, 유치원, 학생 시절에 제대로 된 보살핌을 받도록 하는 것은 세대간 이동성을 증진시키는데 반드시 필요한 도구이다(예: Heckman, 2006). 결론 부모는 자녀에게 광범위한 자원을 전달한다. 이러한 전달을 뒷받침하는 메커니즘에 대해서 는 이견이 있지만 관찰된 차이 중 많은 부분은 학교 교육 수준의 차이, 가족의 경제적 수준과 인지적, 비인지적 능력의 차이와 관련된 것이었다. 이 장에서는 다음과 같은 패턴을 제시했다. 소득, 교육, 직업, 개인적 특성 등이 대물림되는 현상은 모든 OECD 국가에서 나타났지만 국가별로 차이는 있었다. 특히 세대간 근로소득의 이동성은 북유럽 국가와 호주, 캐나다에서 높았고 이탈리아, 미국, 영국에서는 낮게 나타났다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 215

218 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? 세대간 이동성은 소득 분포의 상위 오분위, 하위 오분위 집단에서 더 높게 나타나는 경향이 있다. 그러나 저소득의 지속성은 특히 많은 피해를 야기하는데 다른 형태의 단점들과 함께 축적되는 경향이 있기 때문이다. 많은 요소들이 소득의 대물림에 연관되어 있지만 부와 유전적 특징, 사회적 환경, 가구 구 조와 기타 요인 등- 부모의 교육수준이 가장 중요한 배경적 특징이었다. 교육적 성취는 세 대가 바뀌어도 지속되는데 특히 교육 투자수익률이 높은 사회에서는 더욱 그러하다. 사회정책의 주요 목표 중 하나는 단점이 대물림되는 악순환의 고리를 끊고 저소득층의 자 기복제를 예방한다는 것이다. 이 장에서 검토한 자료에 따르면 아동기의 성과를 개선하는데 초 점을 맞추는 개입이 바람직하다. 이러한 개입은 최근 몇 년간 대부분의 OECD 국가에서 사회 정책의 훨씬 중요한 특징으로 자리 잡았다. 원인이 무엇이든 간에 자녀의 스트레스와 불안을 감소시키고 이들에게 더 많은 교육 기회를 제공하는 것은 이들이 나중에 벌게 될 소득과 장기 적으로 성인이 되어 사회에 기여할 것을 생각하면 그만한 가치가 있는 것이다. 이들의 잠재력 을 십분 활용하는 것이 경제성장과 평등을 모두 증진할 수 있는 열쇠이다. 주 년 OECD 사회정책 장관회의의 코뮤니케에 따르면 사회 및 가족 정책은 아동과 젊은이들이 가능한 한 최선의 상태에서 인생을 출발하도록 만들어주고 이들이 아동기를 거쳐 성인이 되면서 발 전하고 성취할 수 있도록 돕는 것 이다. 2. 세대간 이동성에 관한 다양한 유형의 연구들은 서로 다른 데이터상 한계를 안고 있으며 방법론적 도 구도 서로 다르다. 예를 들어 몇몇 연구는 소득보다는 교육의 세대간 이동성에 초점을 맞추고 있는 데 두번째보다는 첫번째 경우가 회상오류 recall error가 적기 때문이다. 직업의 순위를 매기는데 사용된 기준은 연구별로 다를 수 있다. 3. 소득(또는 근로소득)의 평균을 낸 기간이나 이러한 소득 또는 근로소득이 관찰된 연령 등 소득의 세 대간 탄력성을 측정할 때 다루는 구체적인 사안에는 여러 가지가 있다. Solon(1992), Zimmerman (1992), D Addio(2007)의 박스 7을 참조한다. 4. 가족 구조와 관련된 빈곤의 대물림은 한 부모 가정과 두 부모 가정간의 사회경제적 격차가 벌어지고 있음을 암시할 수도 있다. 그러나 Musick and Mare(2004)에 따르면 미국의 경우 이러한 격차를 보여주는 증거는 거의 없다. 이 결과는 한 부모 가정들 간에도 소득 차이가 커지고 있음을 반영하는 것일 수도 있다. 사회적 가정에서의 성장에 관련된 빈곤의 대물림에 관해서는 Blanden and Gibbons(2006)를 참조한다. 5. 시간의 흐름에 따른 세대간 소득 이동성의 추세는 명확치 않다. 일부 국가에서는 증가하는 것으로 보고되었고(예: 노르웨이. Bratberg et al., 2005), 어떤 국가에서는 감소하거나 변함없다고 보고되 었다(예: 영국. Blanden et al., 2005). 6. 영국의 경우는 Hertz(2005), Atkinson et al.(1983), Dearden et al.(1997), Blanden(2005a), 이 탈리아는 Piraino(2006), 노르웨이는 Bratberg et al.(2005)를 포함한다. 7. 개별 국가 연구는 D Addio(2007)를 참조한다. 8. 예를 들면, 미국은 Page(2004), 캐나다와 스웨덴은 Corak et al,(2004), 뉴질랜드는 Maloney et al.(2003), 호주는 Pech and McCoull(2000)을 참조한다. 이 문제에 관해 좀 더 광범위한 설문은 216 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

219 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? D Addio (2007)을 참조한다. 9. 연구자료에 따르면 개인적인 특징, 태도, 신념 역시 강하게 대물림된다. 부모가 이러한 특성을 어느 정도 전달하는지가 중요한데 그 이유는 여러 가지이다. 첫째 기호나 신념이 어떻게 형성되는지에 관 한 근거자료가 드물긴 하지만 이러한 요소들은 육아 스타일, 건강, 가족의 성과를 형성한다(이혼을 경험하는 확률의 경우처럼. Diekmann and Schmidheiny, 2006). 둘째, 서로 다른 집단간에 이러 한 특성들은 장기적으로 격차가 벌어져 사회 분열로 이어지고 사회 및 경제적 성과에 악영향을 미 칠 수 있다. 마지막으로 신념과 태도의 전달은 의존의 문화 로 이어져 미래 세대의 빈곤 확률을 증가시키므로 사회 정책에 있어서 시사하는 바가 크다(Mulligan, 1997; jencks, 1979; Bowles et al., 2002 and 2005). 10. 예를 들어 Belzil and Hansen(2003)에 따르면 가정적 배경변수(특히 부모의 교육수준)가 학습 성 취도의 부문별 차이 중 68%를 차지하는 반면 배경변수와 연관된 능력은 17%, 순수한 개인의 능력 은 15%를 차지한다. 11. 이 결과가 중요한 것은 직업 역시 대물림되기 때문이다. Breen(2004)과 Breen and Jonsson (2005)에 따르면 절대적 이동성이 모든 산업국에서 상당규모로 나타났지만 경제성장과 산업화가 자녀들에게 부모 때보다 많은 기회를 제공- 상대적 이동성은 변화가 많지 않고 국가별로 다르다. 이 부분에 있어서 미국은 좀 더 유동적인 국가(스웨덴, 캐나다, 노르웨이)들과 좀 더 경직된 국가들 (독일, 아일랜드, 이탈리아, 프랑스)의 중간에 위치하고 있다. 12. 경제적, 사회적, 문화적 지위 지수 ESCS- 는 부모나 보호자 직업의 최고( 最 高 )의 사회경제적 지 수(ISEI)와, 부모의 최고 수준의 학력(학교를 다닌 연수로 전환), 가정의 교육 자원 지수, 가정의 장 서 수를 포함한다. 13. 가족적 배경의 영향(즉, 추정된 파라미터)은 가정의 장서 수가 한 카테고리에서 다음 카테고리로 넘어가면서 시험 점수가 얼마나 바뀌는가를 국가별로 보여준다. 이러한 가족적 배경의 영향은 저자 에 의해 기회의 불평등 척도로 해석된다. Schűtz et al.(2005)을 참조한다. 14. 정적 소득 불균형과 세대간 근로소득 탄력성 간의 관계를 좀 더 철저하게 평가하려면 전체 인구의 소득뿐 아니라 아버지와 아들의 근로소득에 관한 데이터가 들어있는 설문조사가 필요하다. 이러한 설문조사가 현재는 나와 있지 않지만 Andrew and Leigh(2007)에서는 예상되는 부모의 근로소 득 변수를 기준으로 (아버지의 직업과 직업별 현재 소득 정보를 바탕으로) 열 개 국가(구 공산국 가는 제외)의 유의미한 양(+)의 관계를 보여주는 자료를 제시하고 있다. 참고문헌 Anderson, G.J. and T.W. Leo (2006), Intergenerational Educational Attainment Mobility and Family Structure, Paper prepared for the 29th General Conference of the International Association for Research in Income and Wealth. Andrews, D. and A. Leigh (2007), More Inequality, Less Social Mobility, mimeo, Research School of Social Sciences (RSSS), Australian National University. Askew, D., J. Brewington and A. Touhey (2001), An Examination of Intergenerational Income Mobility Using the Panel Study of Income Dynamics, Puget Sound ejournal of Economics, first edition. Atkinson, A.B., A.K. Maynard and C.G. Trinder (1983), Parents and Children: Incomes in Two Generations, Heinemann, London. Aydemir, A., W.-H. Chen and M. Corak (2006), Intergenerational Earnings Mobility among the Children of Canadian Immigrants, No. 2085, IZA Discussion Papers, Bonn. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 217

220 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? Bauer, P. (2006), The Intergenerational Transmission of Income in Switzerland: A Comparison between Natives and Immigrants, WWZ Discussion Paper 06/ 01, University of Basel. Belzil, C. and J. Hansen (2003), Structural Estimates of the Intergenerational Education Correlation, Journal of Applied Econometrics, Vol. 18, No. 6. Björklund, A., T. Eriksson, M. Jäntti, O. Rauum and E. Österbacka (2004a), Family Structure and Labour Market Success: The Influence of Siblings and Birth Order on the Earnings of Young Adults in Norway, Finland and Sweden, Chapter 9 in M. Corak (ed.), Generational Income Mobility in North America and Europe, Cambridge University Press. Blanchflower, D.G. and A.J. Oswald (1998), What Makes an Entrepreneur?, Journal of Labor Economics, Vol. 16. Blanden, J. (2005a), Essays on Intergenerational Mobility and Its Variation over Time, Place and Family Structure, PhD Thesis, University of London. Blanden, J. (2005b), Intergenerational Mobility and Assortative Mating in the UK, mimeo, Centre for Economic Performance, London School of Economics. Blanden, J. (2005c), Love and Money: Intergenerational Mobility and Marital Matching, Analytical Studies Branch Research Paper Series, Family and Labour Studies Division, Ottawa. Blanden, J. and S. Gibbons (2006), The Persistence of Poverty across Generations: A View from Two British Cohorts, Report, Joseph Rowntree Foundation, North Yorkshire, United Kingdom. Blanden, J., P. Gregg and S. Machin (2005), Intergenerational Mobility in Europe and North America. A Report supported by the Sutton Trust, Centre for Economic Performance, London School of Economics. Blanden, J., P. Gregg and L. Macmillan (2006), Explaining Intergenerational Income Persistence: Noncognitive Skills, Ability and Education, Working Paper No. 06/146, Centre for Market and Public Organisation, University of Bristol. Boehm, T. and A.M. Schlottmann (1999), Does Home Ownership by Parents Have an Economic Impact on Their Children?, Journal of Housing Economics, Vol. 8. Boehm, T. and A.M. Schlottmann (2002), Housing and Wealth Accumulation: Intergenerational Impacts, in N.P. Retsinas and E.S. Belsky (eds.), Low-income Homeownership: Examining the Unexamined Goal, The Brookings Institution, Washington, DC. Borjas, G.J. (1992), Ethnic Capital and Intergenerational Mobility, Quarterly Journal of Economics, Vol. 107, No. 1. Borjas, G.J. (2004), Increasing the Supply of Labor Through Immigration Measuring the Impact on Native-born Workers, Backgrounder, Centre for Immigration Studies, Washington, DC, May. Bowles, S. and H. Gintis (2002a), The Inheritance of Inequality, Journal of Economic Perspectives, Vol. 16, No. 3. Bowles, S. and H. Gintis (2002b), Schooling in Capitalist America Revisited, Sociology of Education, Vol. 75, No. 1. Bowles, S., H. Gintis and M. Osborne (2002), The Determinants of Individual Earnings: Skills, Preferences, and Schooling, Journal of Economic Literature. Bowles, S., H. Gintis and M. Osborne Groves (2005), Introduction, in S. Bowles, H. Gintis, and M. Osborne Groves (eds.), Unequal Chances: Family Background and Economic Success, Russell Sage, New York. Bratberg, E., Ø.A. Nilsen and K. Vaage (2005), Intergenerational Earnings Mobility in Norway: Levels and Trends, The Scandinavian Journal of Economics, Vol. 107, No. 3. Breen, R. (2004), Social Mobility in Europe, Oxford University Press. Breen, R. and J.O. Jonsson (2005), Inequality of Opportunity in Comparative Perspective: Recent Research on Educational Attainment and Social Mobility, Annual Review of Sociology, Vol. 31. Card, D. (2005), Is the New Immigration Really So Bad?, NBER Working Paper, No , National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA. Case, A. and C. Paxson (2006), Children s Health and Social Mobility, The Future of Children, Vol. 16, No Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

221 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? Case, A., A. Fertig and C. Paxson (2004), The Lasting Impact of Childhood Health and Circumstances, Centre for Health and Wellbeing Discussion Paper, Princeton. Chadwick, L. and G. Solon (2002), Intergenerational Income Mobility among Daughters, American Economic Review, Vol. 92, No. 1. Checchi, D., A. Ichino and A. Rustichini (1999), "More equal but less mobile? Education financing and intergenerational mobility in Italy and in the US", Journal of Public Economics, Vol. 74. Checchi, D. and L. Flabbi (2005), Intergenerational mobility and schooling decisions, mimeo. Chevalier, A., K. Denny and D. McMahon (2005), A Multi-country Study of Inter-generational Educational Mobility, mimeo. Corak, M. (2006), Do Poor Children Become Poor Adults? Lessons from a Cross Country Comparison of Generational Earnings Mobility, IZA Discussion Paper, No. 1993, Bonn. Corak, M., B. Gustafsson and T. Österberg (2004), Intergenerational Influences on the Receipt of Unemployment Insurance in Canada and Sweden, Chapter 11 in M. Corak (ed.), Generational Income Mobility in North America and Europe, Cambridge University Press. D'Addio, A.C. (2007), Intergenerational Transmission of Disadvantage: Mobility or Immobility across Generations? A Review for OECD countries, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, No. 52, OECD, Paris. Dearden, L., S. Machin and H. Reed (1997), Intergenerational Mobility in Britain, Economic Journal, Vol Diekmann, A. and K. Schmidheiny (2006), The Intergenerational Transmission of Divorce. Results from a Fifteen-Country Study with the Fertility and Family Survey, mimeo. Eriksson, T., B. Bratsberg and O. Raaum (2005), Earnings Persistence across Generations: Transmission through Health?, Memorandum No. 35/2005, Department of Economics, University of Oslo. Ermisch, J., M. Francesconi and T. Siedler (2006), Intergenerational Economic Mobility and Assortative Mating, Economic Journal, Vol. 116, July. Grawe, N.D. (2004), Intergenerational Mobility for Whom? The Experience of High- and Low-earning Sons in International Perspective, Chapter 4 in M. Corak (ed.), Generational Income Mobility in North America and Europe, Cambridge University Press, Cambridge. Grawe, N.D. (2005), Family Size and Child Achievement, Carleton College Department of Economics Working Paper, No , Carleton College Department of Economics, Northfield, MN. Hanushek, E.A. and L. Woessmann (2005), Does Educational Tracking Affect Performance and Inequality? Differences-in-Differences Evidence across Countries", NBER Working Paper, No , National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA. Harding, D.J., C. Jencks, L.M. Lopoo and S.E. Mayer (2005), The Changing Effect of Family Background on the Incomes of American Adults, Chapter 3 in S. Bowles, H. Gintis, and M. Osborne Groves, Unequal Chances: Family Background and Economic Success. Heckman, J.J. (2006), The Economics of Investing in Early Childhood, Presentation given at the Niftey Conference, University of New South Wales, Sydney, February. Heckman, J. and P. Carneiro (2003), Human Capital Policy, in J.J. Heckman and A.B. Krueger (eds.), Inequality in America: What Role for Human Capital Policies?, MIT Press, Cambridge, MA. Hendricks, L. (1999), Do Redistributive Policies Promote Intergenerational Mobility?, Working Paper No. 99/06, W.P. Carey School of Business, Arizona State University. Hertz, T. (2006), Understanding Mobility in America, Report, Centre for American Progress, Washington, DC. Hirvonen, L. (2006), Intergenerational Earnings Mobility Among Daughters and Sons: Evidence from Sweden and a Comparison with the United States, mimeo, Institute for Social Research, Stockholm University. Holmlund, H. (2006), Intergenerational Mobility and Assortative Mating Effects of an Educational Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 219

222 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? Reform, Swedish Institute for Social Research Working Paper, No. 4/2006, Stockholm University. Hugalde Sánchez, A. (2004), Movilidad intergeneracional de ingresos y educativa en España ( ), Working Paper No. 2004/1, Institut d'economia de Barcelona, Centre de Recerca en Federalismo Fiscal i Economia Regional. Jäntti, M., B. Bratsberg, K. Roed, O. Raaum, R. Naylor, E. Österbacka, A. Björklund and T. Eriksson (2006), American Exceptionalism in a New Light: A Comparison of Intergenerational Earnings Mobility in the Nordic Countries, the United Kingdom and the United States, IZA Discussion Paper, No. 1938, IZA-Bonn. Jencks, C. (1979), Who Gets Ahead?, Basic Books, New York. Lam, D. and R.F. Schoeni (1993), Effects of Family Background on Earnings and Returns to Schooling: Evidence from Brazil, Journal of Political Economy, Vol. 101, No. 4. Leigh, A. (2006), Intergenerational Mobility in Australia, manuscript, Social Policy Evaluation, Analysis and Research Centre, Research School of Social Sciences, Australian National University. Lindahl, L. (2002), Do Birth Order and Family Size Matter for Intergenerational Income Mobility? Evidence from Sweden, Working Paper No. 5/2002, Swedish Institute for Social Research, Stockholm University. Marshall G., A. Swift and S. Roberts (1997), Against the Odds? Social Class and Social Justice in Industrial Societies, Oxford University Press, Oxford. Mazumder, B. (2001), Earnings Mobility in the US: A New Look at Intergenerational Inequality, Working Paper No , Federal Reserve Bank of Chicago. Mazumder, B. (2002), Analyzing Income Mobility over Generations, Chicago Fed Letter, Vol. 181, September. Mazumder, B. (2005), Fortunate Sons: New Estimates of Intergenerational Mobility in the US Using Social Security Earnings Data, Review of Economics and Statistics, Vol. 87, No. 2. Mulligan, C.B. (1997), Parental Priorities, University of Chicago Press, Chicago. Musick, K. and R.D. Mare (2004), Family Structure, Intergenerational Mobility, and the Reproduction of Poverty: Evidence for Increasing Polarization?, Demography, Vol. 41, No. 4. Osborne Groves, M.A. (2005), Personality and the Intergenerational Transmission of Earnings from Fathers to Sons, in S. Bowles, H. Gintis and M. Osborne Groves (eds.), Unequal Chances: Family Background and Economic Success, Russell Sage and Princeton University Press. Palmer, S. (2002), Neighbourhood Effects and their Role in Intergenerational Mobility for the UK, Faculty of Social Sciences, Department of Economics, University of Southampton. Pekkarinen, T., R. Uusitalo and S. Pekkala (2006), Education Policy and Intergenerational Income Mobility: Evidence from the Finnish Comprehensive School Reform, IZA Discussion Paper No. 2204, Bonn. Piketty, T. (2003), The Impact of Divorce on School Performance: Evidence from France, , Centre for Economic Policy Research (CEPR), Discussion Paper No. 4146, London. Piraino, P. (2006), Comparable Estimates of Intergenerational Income Mobility in Italy, Working Paper No. 471, Department of Economics, University of Siena. Rumberger, R.W. (2006), Education and the Reproduction of Economic Inequality in the United States: An Empirical Investigation, Draft paper, University of California. Schütz, G., H.W. Ursprung and L. Woessmann (2005), Education Policy and Equality of Opportunity, IZA Discussion Paper, No. 1906, Bonn. Seshadri, A. and K. Yuki (2004), Equity and Efficiency Effects of Redistributive Policies, Journal of Monetary Economics, Vol. 51. Solon, G. (1992), Intergenerational Income Mobility in the United States, American Economic Review Vol. 82, No. 3. Solon, G. (2004), A Model of Intergenerational Mobility Variation over Time and Place, Chapter 2 in M. Corak, Generational Income Mobility in North America and Europe, Cambridge 220 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

223 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 8. 세대간 이동성 : 소득 불균형을 상쇄하는가, 아니면 악화시키는가? University Press. Zimmerman, D. (1992), Regression toward Mediocrity in Economic Stature, American Economic Review, Vol. 82, No. 3. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 221

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225 제4절 제9장 공공 서비스: 가구의 경제적 자원분배를 어떻게 변화시킬까? * 각 가구에 제공되는 공공 서비스는 불평등을 상당부분 감소시킨다. 이러한 감소분이 가구단위 세금과 공적 현금이전의 효과를 합친 것보다는 작은 경우가 대부분이기는 하다. 어쨌든 이런 불평등 감소 효과는 인구 전체에 걸쳐 이러한 서비스가 비교적 통 일되어 분배된 덕분인데 이것이 의미하는 바는 고소득층보다는 저소득층 사람들의 자 원 중 공공서비스가 차지하는 몫이 크다는 것이다. * 이 장은 프랑수아 마리칼 (INSEE), 마르코 미라 데르콜(OECD), 마리아 발라부오 (유럽 대학 연구소, 피렌체), 걸린드 버비스트 (앤트워프 대학)가 작성한 장문의 보고서를 간추린 것이다. Marical et al. (2006) 참조. 또한 약간 변화시켜 OECD 경제 연구 (OECD Economic Studies)로 간행할 예정이다.

226 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 서론 소득 외에도 많은 요소들이 개인의 웰빙에 기여하고 있다. 분석에서 이러한 요소들을 배제 하고 전통적인 소득측정값만 사용하면 각국의 평균적인 웰빙의 수준과 그것이 사람들에게 어 떻게 분배되는지를 평가하는데 왜곡이 발생한다. 이 장에서는 이러한 요소들 중 하나, 즉 사용 자들에게 개인적인 혜택을 주는 가구대상 공공 서비스에 초점을 맞추기로 한다. 이러한 서비스 들을 분배의 분석에 포함시키는 것은 간단하다. 첫째, 각 가구는 세금을 납부하여 공공 서비스 의 재원으로 사용될 수 있게 한다. 이러한 세금(또는 최소한 그 세금의 일부)이 이들의 총소득 에서 차감되어 가구의 가처분소득 또는 순소득이 된다(표 4.1). 그러나 공급되는 공공서비스가 가구의 소비 가능성에 영향을 미치는 것으로 간주되지는 않는다. 1 둘째, 모든 OECD 국가는 이 러한 서비스에 대한 예산경비 규모가 막대하여 가구의 웰빙에 상당한 영향을 줄 수 있다. 그러 나 이러한 서비스를 가구자원 측정에 포함시키는 방법에 있어서는 중요한 통계적, 개념적 문제 들이 존재해 있고(박스 9.1) 현재 이 문제들을 해결하기 위한 방법에 대해서 합의가 이루어지 지 않고 있다. 이 장에서는 이 문제에 관한 지금까지의 연구에서 강조한 결과를 바탕으로 공공서비스가 소득불균형의 요약측정값에 미치는 영향을 살펴보도록 한다. 2 또한 서로 다른 두 접근방식을 바탕으로 공공서비스의 분배적 효과를 정성적으로 측정한 자료를 제시하기로 한다. 첫번째 접 근방식은 OECD 18개국의 가구 설문조사에서 뽑아온 마이크로 데이터를 바탕으로 한 것으로 공공의료, 교육, 사회주택의 분배적 영향을 고려하고 있다. 두번째 접근방식은 소득분배에 관한 OECD 설문조사 자료를 근거로 십분위별로 그룹화한 소득 데이터를 기준으로 하고 있으며 OECD 26개국과 OECD 사회적 지출 데이터베이스에 포함된 모든 지출 카테고리에 대한 데이 터를 제공하고 있다. 이 장에서는 공공서비스의 다른 중요한 영향 노동력 공급 및 빈곤에 미 치는 영향 등-은 무시하고 있으며 개별 사용자에게 귀속될 수 없는 공공서비스(교통 인프라, 경찰, 군사 등)는 고려하지 않는다. 과거의 연구 결과 지금까지 몇몇 연구에서 공공서비스의 분배적 효과를 다루었다. 이번 섹션에서는 의료, 교 육, 사회주택 분야에서 과거 연구에 나타난 주요 결과들을 요약하기로 한다. 그러나 결과들을 연구별로 직접 비교하기는 어려운데 연구 대상이 된 프로그램들과 사용된 방법론에 차이가 있 기 때문이다. 224 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

227 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 의료 의료 서비스의 분배적 효과에 관한 연구에서는 주로 두 가지 접근방식을 채택해왔다. 첫번 째는 공공의료 서비스의 가치를 돈으로 환산하여 가구소득에 더하는 방식이다. 두번째는 개인 의 주머니에서 나오는 의료비용이 이들의 경제적 자원을 얼마나 감소시키는가에 초점을 맞추 는 방식이다. 박스 9.1. 개념적, 방법론적 문제 각 가구가 사용가능한 경제적 자원의 분배에 정부 서비스가 미치는 영향을 고려하려면 자원의 정의를 가처분 소득이라는 좁은 개념 -즉, 시장소득(근로소득, 집세, 배당금 등)과 가구가 수령하는 현금이전(공적, 사적 출처 모두)의 합에서 직접세와 사회보장 납입금을 뺀 것- 에서 정부가 공급하는 서비스 등 전통적인 통계에 는 주로 빠져 있는 비 시장 요소들을 추가한 개념으로 넓힐 필요가 있다. 가구소득을 광의의 경제적 자원 개 념으로 바꾸려고 하면 많은 문제들이 제기된다. 일부는 개념상의 문제인데 주로 이러한 서비스들의 평가와 개별 수혜자로의 분배에 관련한 것이고 또 일부는 방법론적 문제들인데 전자보다 논란은 덜하지만- 이는 결과값에 중요한 영향을 미칠 수 있다. 어떤 서비스를 포함시킬 것인가? 각 가구로 공급되는 공공 서비스 에 무엇을 포함시켜야 할지는 제대 로 정의되어 있지 않다. 교육과 보건 등 공공지출의 주요 항목들은 분명히 포함되어 있지만 연역적으로 어떤 공공지출이건 직접적으로든 간접적으로든 군사장비에 대한 지출부터 기관의 운영비에 이르기까 지 가구에 혜택을 준다. 지출의 유형이 매우 다양하지만 몇 가지로 범주화할 수 있다. 정부에서 공급하는 서비스 중 일부는 개별적으로 가구에 혜택을 주며 보건, 교육, 사회주택이 그런 경우이다. 반면 보이지 않 게 전체 인구에 혜택을 주는 서비스도 있는데, 예를 들면 인프라나 안보가 그렇다. 농업 보조금부터 도로 건설에 이르기까지 모든 공공 지출을 각 가구에 할당하려는 시도가 몇몇 연구에서 이루어졌다(예: ruggles and O Higgins, 1981). 그 외에도 공공 서비스가 가구에 미치는 영향에 따라 좀 더 정확하게 분류하려는 시도도 있었다(예: Wolff and Zacharias, 2001). 1 그러나 대부분의 연구는 좀 더 제한된 활동 부문에 초점을 맞추었는데 특히 교육, 보건, 그리고 다른 사회적 지출 항목들- 공급된 서비스가 사용자 들에게 개인적인 혜택을 가져다주는 항목들이다. 가구로 공급되는 정부서비스의 평가 방법은? 공공 서비스는 시장 밖에서 공급되는 것이 일반적이다. 시장 가격이 존재하지 않기 때문에 이들 서비스는 대체로 국가 계정 시스템에서 생산비용으로 가치를 평가하는 데 대부분의 경우 인건비에 국한된다. 즉, 자본적 설비의 사용 비용은 배제된다. 이는 논란이 될 수 있는 선택인데 개인과 가구의 웰빙을 평가하는 것이 목적일 때 특히 그렇다. 생산비용 대신 사용할 수 있는 대 안은 유사한 서비스를 시장에서 구매할 때 개인이 지출해야 하는 가격이나, 개인이 기꺼이 지불할 수 있 는 가격으로 서비스를 평가하는 방법이지만 이러한 접근방법을 취하기 위한 정보를 확보하기가 쉽지 않고 정부서비스는 시장에서 구입할 수 있는 상품들과는 다른 특성을 가진 경우가 많다는데 어려움이 있다. 이 러한 문제점에도 불구하고 정부 산출물의 평가는 분배적 효과 분석에 있어 매우 중요한데 이는 국가계정 계 내부에서 정부산출량 측정방법에 관해 계속되고 있는 논의가 얼마나 중요한지 보여준다(Atkinson, 2005). 정부 서비스의 분배적 영향에 관한 대부분의 연구에서는 이를 생산비용으로 평가하고 있기 때문에 (예: Aaberge and Langørgen, 2006; Ruggles and O Higgins, 1981; Smeeding et al., 1993) 서 비스공급의 효율성에 대한 국가별 차이는 무시하고 있다. 2 정부 서비스의 총 가치를 개인들에게 분배하는 방법은? 소득분배 평가에 주로 사용되는 가구 설문조사 자 료는 개인별, 가구별 정부서비스의 실제 사용 정보를 제한적으로만 제공하는 경우가 많다. 이것이 의미하 는 바는 이러한 혜택들을 개인화 하기 위한 대부분의 노력이 전가기법에 의존하고 있어서 오류에 쉽게 노출된다는 것이다. 3 일부 서비스는 이러한 개인화 방식이 비교적 적절하지만(예: 공교육의 이용은 취학 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 225

228 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 박스 9.1. 개념적, 방법론적 문제(계속) 연령의 자녀를 둔 가구에만 국한) 어떤 서비스는 좀 더 상세한 정보를 필요로 한다(예: 공공의료의 경우 병원 방문 횟수). 공공의료 서비스의 분배적 효과에 관한 대부분의 연구는 서비스의 총 가치의 배분을 개 인들의 실제 사용데이터가 아니라 개인의 특성(예: 연령, 성별, 교육수준, 소득)과 가구의 특성(예: 자녀 유무, 가족 내 성인의 근로 여부)에 기반해 수행된다. 즉, 한 사람이 이러한 서비스에 접근할 확률은 동일 한 특성을 가진 다른 사람들과 동일하다는 전제가 깔려 있다. 4 정부 서비스는 개인에게 할당되어야 할까, 이들이 거주하는 가구단위로 할당되어야 할까? 이러한 방법론 적 문제는 여러 연구의 결과를 해석하는데 있어 중요하다. 소득 분배에 관한 대부분의 연구는 자원이 모 이고 (동일하게) 공유되는 단위로 가구(드물게는 가족)를 사용하고 있다(즉, 가구의 소득이 구성원 각자에 게 할당되며 그에 앞서 여러 크기의 가구가 가진 여러 욕구에 따라 조정이 이루어진다. (Canberra Group 2001). 그러나 이 접근방식은 정부 서비스의 경우 문제점을 제기하는데, 구체적으로 말하면 정부 서비스 의 혜택이 개별 사용자에게 발생하는가(예를 들면 대학교육을 받는 학생들) 아니면 가구 내 다른 구성원 들(즉, 자녀의 대학교육 비용을 부담하는 부모들)에게 확대되는가와 같은 문제이다. 5 대부분의 연구에서는 두번째 접근방식을 사용하고 있지만 이를 적용하려 하면 고등교육을 받는 학생들의 경우 문제가 된다. 이 들 중 상당수는 저소득의 독립가구로 보고되기 때문이다. 이 문제를 해결하기 위해 일부 연구에서는 이런 학생들을 원래의 가족에 포함시키는 시도를 했으나 그 방법이 항상 통하는 것은 아니다. 재분배 기간을 어떻게 잡을 것인가? 개별 사용자에게 공급되는 정부 서비스의 혜택은 서비스를 소비하는 순간에만 국한되는 것이 아니라 장기간으로 확대될 수 있다(예: 교육 서비스는 학생들의 미래 근로소득 수준을 높여준다). 그러나 이러한 장기적인 혜택을 설명하려면 생애주기 모형이 필요한데 이 모형의 가정 (선호도와 위험회피의 측면에서)은 즉흥적인 경우가 많다. 이러한 어려움 때문에 이 분야의 대부분의 연구 는 이런 혜택에 대해 정적인 관점을 택하는데 다소 제한적이긴 하지만 대신 임의성도 적다는 장점이 있 다. 위에 제기된 많은 질문에 대한 대답은 논란거리가 될 수밖에 없다. 어떤 이들은 수혜자들이 일상생활의 모든 필요를 충족하는데 사용할 수 있는 현금 요소들 -그리고 그 가치가 명확한- 을 필요의 일부만을 충족하는 데 사용할 수 있고 그 가치평가는 논란이 될 수밖에 없는 다른 요소들에 부가 함으로써 가구의 웰빙을 평 가하는 가능성에 의문을 제기할 것이다. 가구소득보다 광의의 개념이 유용하다는 점은 수긍한다 하더라도 이 러한 확대의 부분적인 속성(예: 현물 공공서비스는 포함시키지만 귀속 임대료나 자본 이익 등 다른 요소들은 배제)은 일부 개인들(예: 자녀가 있는 가족)의 순위를 끌어올릴 수 있지만 모든 요소로의 확장은 정반대의 결과를 가져다 줄 수도 있다(Verger, 2005). 다시 말해 부가되는 각각의 항목은 웰빙과 불평등의 전체적인 평가에 영향을 미칠 가능성이 있다. 6 이러한 고려사항은 이 보고서의 결과 해석에 시사점을 제시하고 있다. 1. Wolff and Zacharias (2004)에서는 미국에 대해 국가계정 명명법을 기준으로 한 분류를 사용하고 있는데 여기에서는 가 구에 직접적으로 혜택을 주는 모든 서비스를 포함하고 있으나 일반 행정, 국가 방위, 사법, 교도소는 제외하고 있다. 2. 그러나 Smeeding (1977)에서는 가구가 동일한 특성을 가진 사적 서비스에 지출을 한다면 금액이 얼마나 될지, 즉 현금 등가물을 기준으로 정부 서비스의 가치를 매기고 있다. 공적, 사적 서비스를 구매하는 가구의 특성 차이 때문에 스미딩 은 계량경제학적 방법을 사용하여(시장에서 사적 서비스를 구매하는 가구에 적용되는 방법)공공 서비스를 이용하는 가구 가 어느 정도의 금액을 지불할 것인가를 추산하고 있다. 3. 뿐만 아니라 이러한 서비스의 혜택은 개별 사용자에게만 국한되는 것이 아니라 사회 전체로 확대될 수도 있다(즉, 각 개 인은 교육 및 의료 수준이 높은 지역사회에 거주하고 있는 것만으로 혜택을 얻을 수 있다). 그러나 이러한 외부요인을 설명하는 것은 어려운 일이기 때문에 대부분의 실증적 분석에서는 이를 무시하고 있다. 4. 이 가정이 실질적으로 의미하는 바는 모든 개인이 필요한 경우 이러한 서비스에 접근할 수 있다는 것을 알고 있는 것만 으로도 혜택을 보는 것이라는 점이다. 5. 한 접근방식의 경우 수혜자의 균등화 소득은 정부 서비스의 비균등화 가치에 의해 증가된다. 반면 두번째 접근방식에서 는 가구의 비균등화 소득에 정부 서비스 금액을 먼저 더한 후 균등화한다. 6. 다양한 소득 요소의 크기와 분배적 효과는 어떤 평가를 사용했느냐에 따라 달라진다. 예를 들어 Mattila-Wiro (2004)에서 는 가구 생산(즉 가구 구성원들이 가구 내에서 사용하기 위해, 가구 밖의 개인들에게 제공될 수도 있을 상품과 서비스를 생산) 비숙련 근로자의 근로소득에 맞춰 평가하면 핀란드의 소득 불균형 지니계수를 약 30%만큼 감소시키고 1999년부 터 2000년까지의 빈곤율을 60% 가깝게 낮출 것으로 추정했다. 226 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

229 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 가구소득에 공공지출을 부가하는 접근방식 공공의료 지출이 가구자원 전체에 미치는 영향에 관한 연구는 이 서비스의 혜택을 개인들 에게 전가하는 두 가지 접근방식을 기반으로 이루어져 왔다. 첫번째 접근방식은 각 개인이 이 러한 프로그램의 혜택을 수혜할 확률은 동일한 특성을 지닌 다른 사람들과 동일하다는 개념 (보험가치)에 근거한 것이고 두번째 접근방식은 이 서비스의 실제 사용에 근거한 것이다. 첫번 째 접근방식이 주로 많이 사용되고 있으며 다음 섹션에서 제시된 실증적 분석에도 사용될 것 이다. 이 접근방식이 널리 사용되는 것은 부분적으로는 의료비 지출이 노인층에 집중되기 때문 이다. 실제로 연령별 공공의료 지출액 프로파일은 모든 OECD 회원국에서 매우 비슷하게 나타 난다. 의료 서비스의 사용은 아주 어린 나이가 지나면 약간 감소한 후에 40-44세가 될 때까 지는 대체로 변화가 없고 고령이 되면 기하급수적으로 늘어나서 85세가 지난 후에는 약간 감 소한다(그림 9.1). 그림 9.1. 각 연령집단별 일인당 공공의료 지출액, 전체 일인당 의료비 지출액 대비 오스트리아 덴마크 독일 프랑스 이탈리아 미국 일본 뉴질랜드 캐나다 영국 StatLink 주: 1을 초과하는 값은 해당 연령집단의 일인당 지출이 전체 인구 대비 1이 넘는다는 의미이다(예: 80이상의 고령자의 의료지출액 은 평균보다 약 세배 높다). 출처: OECD (2006)을 근거로 산출. 공공의료 지출액을 대상자들의 연령(드물지만 다른 특성으로 확대하기도 함)에 전가하는 연구에서는 이것이 경제적 자원 배분의 불평등을 감소시키는데 상당한 효과가 있다고 보고하 고 있다. 이 효과는 두 가지 요소를 반영한다. 첫번째 요소는 위에 언급한대로 의료 지출액이 노인층에 집중되어 있다는 점과 노동시장에 서 은퇴한 대부분의 노인들은 소득이 낮다는 점인데 이것은 여기에서 사용된 연간 회계 기 간의 관점에서 강력한 재분배효과를 암시한다. 실제로 Gardiner et al. (1995)에 따르면 저 소득 오분위 집단에 의료비가 더욱 집중되어 있다는 것은 주로 대부분의 노인층의 낮은 소 득을 반영하고 있다. 두번째 요소는 추가적인 평등화 효과를 통해 연령 집단 내의 공공의료 지출 분배로부터 이 연령 연계 재분배 효과를 증폭시키는 것이다. 3 이것은 제공된 절대금액이 모두에게 동일하다 할지라도 저소득층의 경우 의료 서비스가 더 큰 중요성을 갖는다는 점과 소득분배의 하위 오분위에 속하는 이들에게 제공된 의료 서비스의 가치가 일부 국가에서는- 더 크다는 점을 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 227

230 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 반영한다. 이러한 패턴은 보편적 의료 시스템을 가진 국가(예: 영국)에서도 나타나지만 일부 공공 의 료 서비스가 노인층이나 빈곤층에만 제한적으로 제공되는 국가(예: 미국)의 경우 그 정도가 더 심하다. 여러 소득 오분위 집단에 걸친 공공 의료 지출액의 분포를 다룬 국가적 연구에 따르면 미국의 경우 하락이 가파르고 더 점진적인 반면 영국과 호주의 경우 두번째 십분위가 가장 큰 몫을 수령하고 있다(그림 9.2). 실제로 Lakin (2004)에 따르면 영국의 공공의료지출 분배는 은퇴 전의 가구에는 비교적 보편적이지만 분석이 전체 가구로 확대되면 분배의 하층부에 위치 한 이들에게 더 유리하다. 그림 9.2. 소득 십분위별 공공의료 비용 분포, 2000년대 초반 영국 호주 미국 StatLink 주: 미국 데이터는 공공의료 및 병원 지출이 모든 개인들에게 이용 가능한 것으로(즉, 일인당 비용 기준으로 배분) 가정하고 있으 나 메디케어와 메디케이드는 전체 인구 중 특정 집단만 이용 가능하다. 모든 국가는, 차트에 있는 다섯 개 막대의 합이 동일하 다. 출처: 호주는 Harding et al.(2004), 영국은 Lakin(2004), 미국은 Wolff and Zacharias(2004) 다른 연구에서는 공공의료의 분배적 효과를 평가하기 위해 실제 소비를 참고했다. 예를 들 어 Evandrou et al. (1993)과 Sefton (2002)는 영국 의료서비스의 개인별 효과적 이용에 관 한 상세 데이터에 의존하고 있는데 공공의료비용이 불평등을 완화한다는 결론을 내렸다. 보험 가치를 기준으로 한 연구에 비해 이들 연구에서는 두번째 오분위의 사람들에게 발생하는 공공 의료 지출액이 훨씬 크고 그 분배의 하락이 가파르기 때문이다. 그러나 의료 서비스의 실제 사 용을 기준으로 한 예측이라 해도 비판의 여지가 없는 것은 아니다. 사실 이 접근방식에 따르 면, 소득이 일정할 때 병든 이들은 단지 의료관련 서비스를 좀 더 받기 때문에 건강한 사람들 보다 소득이 높아진다는 의미가 되어 버리기 때문이다(Aaberge and Langørgen., 2006). 뿐 만 아니라 의료적 개입은 비용이 많이 들 뿐 아니라 제한된 기간에 집중되기 때문에 최종 소득을 기준으로 개인의 순위를 매긴다는 것은(즉, 수령한 공공 의료 보조금의 영향을 감안한 후) 이러한 서비스의 수혜자들을 더 높은 소득 집단으로 분류해버려 소득분배를 평등화하는데 의료서비스가 발휘하는 효과를 정확히 측정하기 어렵게 만들 수 있다. 이러한 문제점들을 해결하려면 건강상 문제가 있는 이들이 의료서비스를 더 많이 이용한다 는 점과 이들의 의료서비스 수요가 더 크다는 점을 고려해야 할 것이다. 개인의 소득과 건강상 태 간의 연관관계에 관한 연구에 따르면 빈곤층일수록 건강상태가 나쁘고 그 결과 의료 서비 228 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

231 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 스를 더 필요로 한다(Hernández-Quevedo et al., 2006; Humphries and van Doorslaer, 2000; Caussat et al., 2005). 의료 서비스의 니즈와 이용을 모두 통제하고 있는 연구를 살펴 보면 (자신의 건강상태와 다양한 형태의 의료 서비스 이용에 관한 응답자 자신의 평가를 기준 으로), 대부분의 OECD 국가에서는 여러 소득 집단에 걸쳐 의사 방문 횟수와 병상 이용일수 측면에서 평등을 달성했으나 치아 건강 서비스는 부유한 사람들에게 유리했다(Van Doorslaer et al., 2004). 4 이 결론은 빈곤층이 병에 걸리면 대처 전략의 일환으로 병원에 가지 않고 참 는 쪽을 택할 수도 있음을 감안하면 더욱 명확해진다. 현금지불비용 차감 기준 접근방식 의료 서비스 조직의 국가별 차이는 공공지출의 규모에 내포된 것 이상으로 소득 분배에 미 치는 영향이 있음을 암시한다. 이를 다루기 위해 Gardiner et al. (1995)에서는 대안적 접근 방식을 제안하고 있다. 즉, 공공 의료 지출을 개인의 소득에 부가하는 대신에 가구별로 가처분 소득에서 현금지불비용(민간 의료보험비용 포함)을 차감하는 것이다. 5 소득불균형의 국가간 비 교를 위해서는 현금 지불 의료비 지출액이 중요한데 이는 소득 십분위 집단간의 분배와 평균 크기 양쪽에 있어서 국가간의 격차가 큰 것으로 뒷받침된다(Gardiner et al., 1995). 현금지불 의료비 지출은 미국처럼 보편적인 의료 시스템이 없는 국가에서는 특히 우려를 자아내는 사안이다. 6 Merlis(2002)에 따르면 이러한 현금지불은 의료보험 없는 미국의 국민들 (전체인구의 약 16%, De Navas-Walt et al., 2006)이 소득 불안을 겪는 주요 이유이며 전 체 미국 가구의 16%와 공식적인 빈곤선 미만 가구의 23%는 의료비 현금지불이 소득의 5% 이상을 차지한다. 또한 이러한 현금 지불 비중은 노인 또는 장애인 가장을 둔 가구에서 특히 큰데 의료 수요가 많고 소득이 낮으며 직장 의료보험에서 포괄하는 범위가 작기 때문이다. 현 금지불은 다른 나라에서도 중요한데 특히 가구가 재난 상황에 직면했을 때 그러하다. 7 전반 적으로 현금지불은 가장 심각한 건강상 문제를 안고 있는 최빈곤층 가정에 가장 큰 영향을 미 치는 것으로 나타나 있다. 8 교육 공교육 서비스의 이용은 개인별로 다양한데 다시 말하면 분배적 효과가 상당하다는 의미이 다. 개인의 연령 최소한 고등학생까지- 은 개인이 공교육 서비스로부터 혜택을 얻을 수 있는 확률을 결정하는 주요 요인이다(그림 9.3). 실제로 공공지출이 교육에 미치는 분배적 영향을 다룬 연구의 과반수가 이러한 서비스에 국제적으로 접근하고 있으며 연령 기준으로 개인에게 전가하고 있다 (예: Garfinkel et al., 2004). 물론 일부 연구는 여러 유형의 교육 기관에 대 한 실제 참여정보를 사용하기도 한다. 그런데, 개인의 연령은 공교육 서비스의 이용에 영향을 미치는 유일한 요소는 아니다. 개인 의 사회적 배경과 소득 같은 다른 요소들도 역시 중요하다. 이들 요소의 역할은 해당 교육의 범주에 달려 있다. 이 점에서 의무 교육과 비 의무 교육으로 크게 나누어 볼 수 있다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 229

232 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 그림 9.3. 선별된 OECD 국가의 연령별 재학률, 2003년 호주 미국 프랑스 영국 터키 스웨덴 멕시코 한국 StatLink 주: 공교육과 사교육에 대한 풀타임/파트타임 참여. 일부 국가에서 참여율이 100%가 넘는 것은 학생 수와 각 연령집단의 사람 수 가 서로 다른 자료 출처를 근거로 하고 있기 때문임. 출처: OECD (2005) 의무교육 초등교육과 중등교육(중학교까지)을 포함하는 의무교육은 국가별로 공교육 지출의 30%에 서 60% 사이를 차지하고 있다. 원칙적으로 취학연령의 모든 국민은 이를 누릴 수 있지만 일 부 가정에서는 대신 사교육을 선택하기도 한다. 9 이 연령의 어린이들 중 소수는(대부분이 빈곤 층 자녀들)학교에 다니지 않고 있긴 하지만 10 의무교육을 위한 공공지출을 연령에만 근거하여 할당하는 것은 경험적으로 정당화될 수 있는 것으로 판단된다. 의무교육에 대한 이러한 접근방식을 채택한 연구에서는 일반적으로 경제적 자원 배분의 불 평등이 크게 줄어들었다는 증거를 찾아내고 있다. 예를 들어 그리스의 경우 초등교육과 중등교 육은 분배의 최하위 오분위집단 세 개에 주로 이득을 주고 있는데 이러한 공공지출 두 개 범 주를 각각 포함시키는 것이 지니계수의 1포인트 감소로 이어진다(Antoninis and Tsakloglou, 2001). 평등이 강화되는 것은, 저소득층 가구의 경우 이 보편적인 서비스가 주는 가치가 소득 중 차지하는 비율로 봤을 때 크고 (일부 국가에서는) 저소득층 가정에 어린이들이 집중되어 있기 때문이다. 일부 국가에서는 소득분배범위의 하위 십분위에 속하는 가구들이 수령하는 절 대 금액도 큰 것으로 보인다(예: 노르웨이의 초등, 중등교육을 위한 공공지출, Steckmest, 1996). 비의무교육 다른 수준의 교육 참여율을 보면 사회적 배경이 훨씬 중요하게 나타난다. 초등학교 취학 전 교육의 경우가 그러한데, 부모 둘 다 고용상태여서 소득분배 범위에서 가장 높은 십분위집 단에 속할 확률이 높은 가정의 어린이들은 취학 전 교육 기관에 대한 접근 가능성이 높다 (CERC, 2003; Hugounenq, 1998). 이러한 현상은 의무교육 이후(고등학교와 대학교)에 더 욱 두드러지며 교육의 공공지출 중 훨씬 더 많은 비중을 차지한다. 11 모든 OECD 국가에서 고등교육에의 참여는 더욱 불평등한 자원의 배분과 연관되어 있는데, 이것이 부모의 사회경제적 특성에 달려 있기 때문이다. 12 여기에는 몇 가지 요인이 복합적으로 작용한다. 230 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

233 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 한가지 요인은 부모의 연령이다. 18세부터 25세까지의 자녀를 둔 부모들은 대개 소득이 가 장 많은 시기에 있는데, 교육서비스까지 더해져 소득분배의 최고 오분위 집단에 속하게 되는 경우가 많다(Sefton, 2002). 반면에 소득이 인구평균보다 낮은 노인층은 이 연령대의 자녀 를 둔 경우가 많지 않으므로 교육지출액으로 혜택을 입는 경우가 적다. 13 두번째 요인은 가족 소득에 관련되어 있다. 그러나 이 요소를 평가하려면 몇 가지 문제가 우선 해결되어야 한다. 고등교육을 받고 있는 학생들 중 많은 비율은 부모를 떠나 살고 있으 며 가구소득의 전통적인 정의에 따르면 저소득 가구로 분류된다. 이 요소를 고려하려면 개별 학생들을 원래 가구에 속하는 것으로 재분류해야 한다. 이러한 접근방식을 사용한 것은 몇몇 연구에 불과하지만 이들 연구를 살펴보면 참여의 명백한 불평등을 보여주고 있다. 그러므로 프랑스의 경우 소득분배의 최고 오분위 집단에 속하는 가구의 18세부터 24세까지의 청년들 은 대학에 진학할 확률이 최저 오분위집단에 비해 세 배가 높다(Albouy et al., 2002). 이 러한 불평등은 영국에서도 확실하게 나타나고 있으며(Evandrou et al., 1993; Sefton, 2002), 정도는 약하지만 미국에서도 나타난다(즉, 고등교육기관 진학률이 낮은 국가일수록 불평등이 심하다). 14 이 두가지 요인 모두 고등교육에 대한 공공지출을 퇴보하게 만드는데, 그 혜택의 대부분이 비교적 부유한 가정의 자녀들에게 돌아가기 때문이다. 공공주택 주거비는 가구예산, 특히 저소득층 가구예산에서 가장 큰 비중을 차지하는 항목이다(Ditch et al., 2001). 극빈층이 주거비 지출을 충당하는데 정부가 도움을 주는 제도적 방식은 국가별 로 다양하다(Gardiner et al., 1995). 주거비 현금 지원은 일반적으로 가구 현금 소득에 포함 되지만 사회주택의 경우는, 설령 이로 인한 혜택을 받는 가구가 시장가격보다 낮은 임대료를 지급한다 해도 가구현금 소득에 포함되지 않는다. 15 공공주택의 범위는 국가별로 매우 다양하 다. 공공주택에 속하는 가구비율은 호주, 캐나다, 뉴질랜드, 스웨덴의 6% 이하부터 프랑스 (18%), 영국(22%), 네덜란드(36%)의 20% 이상까지 분포해있다(Ditch et al., 2001). 소득 불평등에 대한 공공주택의 영향은 세입자의 특성과 제공된 내재적 보조금 의 규모 에 따라 다르다. 첫번째 요소의 경우 공공주택을 확보할 수 있는 조건은 국가별로 큰 차이가 있다. 영국과 네덜란드, 뉴질랜드와 스웨덴의 경우 공공주택의 확보는 개인의 자원과 명백하게 연관되어 있지는 않으나 Ditch et al. (2001)에서 연구대상으로 하고 있는 다른 여섯개 국에 서는 이러한 관계가 존재한다. 프랑스의 경우 공공주택은 저소득층 가정에 주로 혜택을 주고 있으나 이들의 대다수가 빈곤층은 아니다. 16 공공주택이 소득불균형에 미치는 영향에 대한 비교자료가 드물기는 하지만 국가별 연구는 꽤 나와 있는 편이다. 17 Sefton(2002)과 Lakin (2004) 모두 영국의 소득분배 하위 오분위 두 개 집단의 사람들이 대부분의 혜택을 받고 있다고 밝히고 있다(사회주택의 총 혜택 중 각각 36%와 34% 수령). 공공주택으로 인한 간접적인 보조금과 집주인의 거주로 전가된 집세로 가 구 소득을 증가시키는 다른 연구에 따르면 이 두 가지 요소가 소득불균형에 미치는 영향 은 서로를 상쇄한다. 예를 들어 Saunders and Siminski (2005)에서는 집세 소득의 전반적인 영향(모든 유형의 거주형태)이 호주 18 의 경우 소득 불균형을 약간 감소시켰다고 결론내린 반면 Gardiner et al. (1995)에서는 주거 보조금과 집세 전가를 허용하는 것이 영국과 프랑스의 소 득불균형과 빈곤을 아주 약간 감소시킨 것으로 보고하고 있다. 전반적으로 이들 연구에 따르면 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 231

234 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 공공주택이 정부 서비스 중 빈곤층에 가장 큰 혜택을 주는 범주이다. 그러나 소득불균형에 대 한 전반적인 영향은 의료와 교육의 경우보다 더 작은데 이는 지출금액이 더 적기 때문이다. 새로운 실증적 증거 이 섹션에서는 우선 가구에 제공되는 서비스에 대한 공공지출의 크기를 설명하고 그것이 가구소득의 정적 분배에 미치는 영향을 보여주는 추정치를 제시하기로 한다. 이 추정치는 두 가지 접근방식에 근거한 것인데 개별 수혜자에게 비용을 전가하는 서로 다른 방법론을 사용하 고 있다. 첫번째 접근방식은 좀 더 좁은 범위의 국가 및 사회 프로그램에 한정된 것인데 가구 설문조사에서 나온 개별 기록에 근거하고 있다. 이 접근방식의 경우 가구소득은 개별 수혜자가 수령한 공공서비스 가치만큼 증가하며 불평등 측정값은 사람들이 다른 소득층으로 이동할 수 있도록 한다(즉, 개인의 순위재정립 ). 두번째 접근방식은 OECD 26개 회원국에 적용되며 각 가구로 가는 사회적 서비스의 공급을 위한 모든 공공지출을 포함하는데, 소득분배에 관한 OECD 설문에 나와 있는 대로 십분위별로 분류된 소득 자료에 기준한다. 이 접근방식에서는 각 십분위 집단의 평균소득은 그 집단의 사람들이 수령한 서비스의 평균가치 만큼 상승하며 사람들의 순위 재정립은 없다. 두 종류의 값 모두 가구의 필요가 가구 크기에 따라 어떻게 변 하는가(제곱근 탄력성)에 관한 자의적인(그러나 일반적으로 사용되는)가정을 기준으로 평균 화된 가구 가처분 소득의 개념에 의존하고 있다. 19 이 섹션에서 제시된 결과의 설명은 주로 오분위간 비율 (Q5/Q1)을 기준으로 한 것이며 단일 시점, 구체적으로 2000년경을 가리키고 있다. 개별가구에 제공되는 공공 서비스의 규모와 구성 개별 가구로 할당될 수 있는 서비스 공급을 위한 공공 지출은 규모가 상당하다(그림 9.4). 20 최소한, 이렇게 공적으로 공급되는 서비스에는 의료와 교육, 그리고 OECD 사회적 지 출 데이터베이스에 기타 사회적 서비스 로 표시된 것의 공급을 위한 지출이 포함된다. 21 평 균적으로 이 지출은 가구가처분 소득의 21%를 차지하며(국가 계정 데이터에 따르면) 국가별 로 차이가 크다(멕시코의 가구 소득의 10% 미만부터 북유럽 국가의 40% 이상까지). 의료 서 비스는 가장 규모가 큰 항목(평균적으로 개별화된 서비스에 대한 총 공공 지출의 45%)이며 그 뒤를 교육이 바짝 따라오고 있으나(41%), 다른 사회적 서비스는 다 합쳐서 14%에 불과하 다. 후자의 카테고리에서 가장 큰 항목은 각 가족에게 공급되는 서비스 (전체 기타 사회적 서 비스 의 34%)이며 그 다음은 노인층과 장애인에게 가는 서비스(각각 28%와 21%)이다. 이 러한 액수들조차 각 가구로 가는 공공 서비스의 크기를 과소평가하고 있는데, 특히 주거 서비 스를 위한 공공지출은 준 현금성 임대지원 프로그램만을 포함하고 있으며 공공주택의 건설 투 자와 시장가격 미만으로 공공주택을 임대하는 가구에 대한 암묵적 지원금 은 둘 다 배제하 고 있다. 22 평균적으로 개별가구에 제공되는 공공 서비스는 공적 현금이전(가구 가처분 소득에 포함) 과 맞먹는 금액이며 OECD 11개국에서는 금액이 더 크다. 그러나 일반적으로 현금이전에 지 출하는 절대 금액이 큰 국가는 가구에 제공하는 현물 서비스 금액도 더 크다(예: 북유럽 국 가). 232 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

235 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 그림 9.4. OECD 국가의 현물 서비스에 대한 공공지출, 2000년 가구가처분소득 비율 기타 의료 교육 터 한 멕 키 국 시 코 폴 란 드 그 미 리 국 스 슬 로 바 키 아 이 탈 리 아 스 일 영 페 본 국 인 헝 가 리 포 르 투 갈 오 호 스 주 트 리 아 룩 셈 부 르 크 스 위 스 벨 체 독 기 코 일 에 네 덜 란 드 아 일 랜 드 뉴 질 랜 드 프 랑 스 캐 나 다 핀 란 드 노 르 웨 이 스 웨 덴 덴 마 크 OECD-29 StatLink 주: 기타 사회적 비용 범주는 노인층, 생존자, 장애인, 가족, 실업자에게 제공되는 서비스, 주거와 사회부조, 적극적인 노동시장 정책에 관련된 비용을 포함한다. 출처: 의료 및 기타 사회적 비용 범주에 대한 사회적 지출은 OECD 데이터베이스. 교육비용에 대한 UNESCO-OECD-Eurostat 데이터베이스. 터키의 경우는 1999년 자료. 가구 가처분소득은 아일랜드와 룩셈부르크(가구 부문에 대한 국가계정 데이터가 존 재하지 않는 국가들)를 제외한 모든 국가에서 국가계정자료에서 추출. 아일랜드와 룩셈부르크의 경우는 소득분배에 관한 OECD 설문자료에서 추출. 개별 기록을 기준으로 한 수치 가구 설문조사에서 나온 개별 기록을 기준으로 한 값들은 유럽의 몇 개국과(유럽 가구 패 널, ECHP 2001 기준) 미국, 캐나다, 호주(국가 설문조사 기준)를 다루고 있다. 23 이 모든 설 문조사들은 개별가구의 소득 데이터 뿐 아니라 공공서비스를 개인들에게 전가하는데 사용할 수 있는 사회경제적 특성에 관한 정보까지 제공하고 있다. 분석 자료는 의료 및 교육서비스를 다루고 있는데 OECD 사회적 지출 데이터베이스 SOCX에서 나온 공공 지출 데이터와 교육 통계 에 관한 UNESCO-OECD-Eurostat 자료를 사용하고 있다. 뿐만 아니라 이번 섹션에서는 시 장가격 미만으로 공급되는 공공주택과 연관된 암묵적인 보조금의 단순 다변량 추정치에 의존 하여 공공주택의 분배적 효과에 관한 추정치를 제시하고 있다. 교육과 공공주택에 대해서는 공 공 서비스의 개인 전가가 실제 사용을 기준으로 이루어지며 설문조사에서 나온 직접 정보에 의존하거나 사용에 가장 영향을 미치는 특성(예: 연령)에 근거하여 공공지출을 개인에게 할당 하는 전가 에 의존한다. 의료 서비스의 경우 연령에 따라 개인에게 공급된 서비스의 평균 비용에 기준을 둔다. 모든 지출 범주의 경우, 현금 가처분소득의 분배에 근거한 데이터 대비 불평등의 변화는 공공지출의 총 크기와 이를 수령하는 개인들의 소득에 따른 공공서비스 분배 양쪽에 달려 있다. 이러한 서비스의 균등화 효과 추정치 오분위간 비율차로 표현된- 는 표 9.1에 요약되어 있다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 233

236 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 표 9.1. 가구에 제공되는 모든 종류의 공공서비스를 포함하기 전/후의 오분위간 비율 개별기록에 근거한 추정치, 2000년 현금소득 소득 + 의료 소득 + 교육 소득 + 공공주택 소득+모든 공공서비스 A B 차이 차이 차이 차이 C D E (A-B) (A-C) (A-D) (A-E) 덴마크 핀란드 스웨덴 오스트리아 독일 네덜란드 룩셈부르크 프랑스 벨기에 이탈리아 캐나다 아일랜드 영국 호주 그리스 스페인 포르투갈 미국 평균 StatLink 주: 첫번째 칼럼은 현금(가처분)소득의 전통적인 측정값에 대한 오분위간 비율(Q5/Q1)을 나타낸다. 예: 덴마크의 경우 다섯번째 오 분위 집단은 첫번째 오분위보다 3.1배 높은 현금소득을 수령한다. 두번째 칼럼에서는 동일한 측정값이 공공서비스의 가치를 위 해 증액된 소득개념에 적용되어 있다. 세번째 칼럼은 앞에 나온 둘의 차이를 나타낸다. 즉, 공적으로 제공된 서비스를 감안한 후 소득 분배에 발생한 변화이다. 국가는 위에서 아래로 내려오면서 현금소득에 대한 오분위간 비율(Q5/Q1)의 오름차순으로 나열되었다. 의료비용 추정치는 보험에 근거하고 있다. 초등학교 취학전 교육에 대한 추정치는 아동의 연령에만 근거하고 있 다. 룩셈부르크 자료에는 교육과 사회주택이 빠져 있다. 호주와 캐나다, 미국, 그리스, 스페인, 스웨덴의 경우는 사회주택이 빠 져 있다. 출처: 유럽국가는 ECHP, 비유럽 국가는 국가 설문자료를 근거로 OECD 사무국에서 추산. 의료 서비스 의료서비스의 재분배효과 추정치는 보험-가치 접근방식에 근거하고 있다. 이것은 정부가 공급하는 것이 보험제도권에 자금을 지원하는 것이고 보험료 가치는 연령 등 특성이 동일하면 누구에게든 똑같다는 개념에 근거한 것이다. 이 섹션에서는 이러한 보험 가치를 구체적인 연령 집단별 공공의료 지출액 분배를 기준으로 계산했는데 이는 그림 9.1에 나타난 의료 및 장기요 양(OECD, 2006)에 대한 가장 최근의 OECD 비용 예측값의 기저를 이루고 있다. 24 실제로는, 이 접근방식은 주어진 연령의 각 개인에게 해당 연령 집단에 발생하는 평균 일인당 지출금액 을 할당하는 것이다. 이러한 일인당 금액은 해당자들이 속해있는 가구의 가구가처분 소득에 부가 되며 평균화된다. 25 이 접근방식을 기준으로, 오분위간 비율은 평균 0.9포인트만큼 감소한다(현금 가처분 소득 4.6에서 공공의료서비스를 감안한 후 3.8로 감소. 표 9.1의 두번째 칼럼 참조). 이러한 감소세 는 모든 국가에서 발생하는데 남부 유럽 국가, 호주, 미국의 1포인트 이상부터 스웨덴, 핀란드, 네덜란드의 0.5포인트 내외까지 분포해있다. 26 일반적으로 공공의료서비스는 십분위 집단간에 동일하게 분배되며(즉, 각 오분위 집단은 공공의료 서비스를 20% 정도씩 받는다) 덴마크와 그리스, 벨기에의 경우 최하 오분위 집단의 사람들이 약간 더 높은 비율을 차지한다. 27 실제 사 234 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

237 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 용에 근거한 추정치는 이 자료는 몇 개 국가의 경우에만 나와 있는데- 공공의료 지출의 분배 적 효과가 좀 더 제한적임을 나타낸다(박스 9.2). 교육 실제 이용을 기준으로 각 개인에게 공교육 지출액을 전가하려면 우선 한 개인이 여러 수준 의 교육 시스템에 참여하고 있는지 여부를 판단해야 한다. 그리고 이들이 거주하는 가구의 소 득에, 해당 교육 단계의 학생당 평균 공공 지출액만큼을 더한다. 28 참여를 판단하기 위한 방법 론에서는 16세 미만과 16세 이상의 대상들에게 각각 다른 접근방식을 적용한다. 16세 이상 청소년들의 경우 설문 자료는 교육 참여에 관한 정보를 제공하며 각 응답자가 작성한 설문이다. 여기에서 교육기관은 공립과 사립을 구분하지 않는다 세 미만의 경우 설문자료는 참여하고 있는 교육에 관한 정보를 제공하지 않는다. 이 연령 집단은 특정 교육 단계에 참여할 확률이 연령별 순 재학률 자료 30 에 의존하고 있다(즉, 학교 에 재학 중일 확률은 해당 연령의 모든 청소년이, 가구소득에 관계없이 동일한 것으로 가정 한다). 공교육 지출은 교육 레벨 별 교육 기관에 대한 정부의 직접 비용 총액을 각 단계의 학생수 자료를 통해 학생 일인당 값으로 환산한 것이다. 31 전반적으로 교육의 모든 범주에 대한 공공지출의 복합적인 영향은, 평균적으로 오분위간 비율 0.6 포인트 감소로 나타났다(표 9.1, 세번째 칼럼). 감소세는 스페인, 포르투갈, 미국의 경우 더 크게 나타났으며 (1포인트 이상) 핀란드와 덴마크, 벨기에는 약했다(0.2포인트 미만). 교육의 공공서비스가 소득불균형에 미치는 영향은 해당 단계에 따라 크게 다르다. 초등학교 취학 전 교육은 일반적으로 불평등을 감소시킨다. 영향 자체는 크지 않은데 그 이 유는 취학 전 교육을 위한 지출액이 크지 않기 때문이다(모든 국가에서 가구 가처분 소득의 2% 미만). 참여율 전가에 대해 다른 가정을 한다 해도 영향은 크지 않다. 전가가 아동의 연 령만을 근거로 이루어진다면 (표 9.2, 왼쪽 패널), 오분위 비율의 평균 감소분은 0.1 포인트 이다(그러나 포르투갈과 미국은 두 배 높다). 전가가 아동의 연령과 부모의 고용 상태에 근 거해 이루어지는 경우(즉, 부모 둘 다 일하는 가구의 경우 취학 전 교육을 이용할 확률이 높 을 가능성 허용) 불균형 감소분은 약간 작아진다. 초등 및 중등 교육의 경우 공공지출은 불균형 감소에 더욱 강력한 영향을 미치며 평균 감소 분이 대략 0.5포인트이다(표 9.3, 중간 패널). 32 오분위간 비율 감소는 현금소득 분배가 가 장 불평등한 국가(스페인, 포르투갈, 미국)의 경우 가장 컸으며 덴마크와 핀란드의 경우 미 미했다. 첫번째 결과는 초, 중등 교육에 대한 공공지출의 규모를 주로 반영하고 있다. 즉, 대 부분의 국가에서 초, 중등교육은 가구 가처분소득의 약 10%를 차지하고 있다. 평균적으로 이 범주의 공공지출 분배는 오분위 집단별로 동일한데 분배 최상위층의 사람들의 경우 비율 이 약간 낮아진다. 핀란드와 덴마크의 경우 최저 오분위 집단으로 가는 초중등 교육 공공지 출 비율이 낮은데 이는 이들 국가에서는 소득 분배의 중간층에 아이들이 집중되어 있기 때 문이다. 33 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 235

238 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 박스 9.2. 실제 사용 기준 의료 서비스의 재분배 효과 의료서비스의 실제 사용에 근거한 접근방식은 몇몇 유럽 국가에만 적용될 수 있다. ECHP의 몇 개 문항에서 는 15세 이상 국민들의 의료 서비스 사용에 관해 질문하고 있다(그러나 공사립 의료시설을 구분하지 않고 있음). 문항을 보면 설문조사 직전 한 해 동안의 일반의 방문횟수, 전문의 방문횟수, 치과 방문횟수와 입원 일수에 관한 것이다. 이 데이터를 -유럽 8개국 데이터 존재(프랑스는 응답률이 낮아 제외) 두 개의 카테고 리로 분류한 공공의료지출 데이터와 합쳤다.1두 카테고리는 병원 내 의료서비스, 병원 외에서 이루어지는 상 담 및 진찰이었다. 이 접근방식을 기준으로 의료지출의 재분배효과는 평균적으로 보험가치 접근방식의 경우보다 크게 낮았다(평 균 0.2포인트 감소. 동일 국가에 대해 보험가치기준인 경우 0.8). 결과는 국가별로 큰 차이를 보였다. 덴마 크의 경우 불평등이 증가했고 정도는 약했으나 이탈리아, 핀란드, 네덜란드도 마찬가지였다. 반대로 스페인, 영국, 오스트리아, 아일랜드에서는 공공의료의 불평등이 감소했다. 불평등이 증가한 국가의 경우는 병원 내 에서 제공되는 의료 서비스의 영향이 반영된 것이고(여덟 개 중 다섯 개 국가에서 병원 내 의료 서비스가 불 평등을 증가시킴) 병원 외 의료 서비스는 모든 국가에서 평등 효과를 발휘했다. 이러한 상반되는 효과는 병원 안과 밖의 의료서비스 지출액이 서로 다른 소득 오분위에 속하는 개인들에게 배분되는 방식에 얼마나 큰 차이가 있는지를 보여준다. 병원 안팎의 지출액 모두 최저 오분위 집단에(현금소 득 기준)가장 많은 혜택을 주기는 하지만 특히 병원 내 지출의 경우 그래프가 가파르게 나타난다. 예를 들어 덴마크의 경우 병원 내 의료 서비스 지출의 35%가 최저 오분위 집단이 차지한다. 이 사실이 놀라워 보일지 도 모르겠지만 아래 표를 보면- 몇몇 국가에서 병원 내 지출이 불평등을 증가시켰다는 결과는 개인의 순 위 재정립 의 영향을 반영한다. 병원 내 지출은 소수의 사람들에게 집중되므로 2 좀 더 쉽게 개별 수혜자들 의 순위 재정립으로 이어지는데 이는 이러한 의료 서비스의 평등 효과를 약화(또는 심지어 반전)시킨다. 이 러한 결과는 이 접근방법의 한계(앞서 설명한)를 보여준다. 박스 9.2. 실제 사용 기준 의료 서비스의 재분배 효과 (계속) 실제 사용을 기준으로 공공의료 지출 포함 전/후의 오분위간 비율 개별 데이터에 근거하여 추정, 2000년 총 지출 병원 내 지출 병원 외 지출 A.현금 소득 B.소득+ 의료서비 스(소비) C.차이( A-B) B1.소득 +병원내 의료서비 스 C1.차이 (A-B1) B2.소득 +병원외 의료서비 스 C2. 차이(A- B2) 덴마크 핀란드 오스트리아 네덜란드 이탈리아 아일랜드 영국 스페인 Average 메모항목: 보험 접근방식을 기준으로 한 동일 국가 평균 주: 국가는 위에서 아래로 내려오면서 현금소득의 오분위간 비율 오름차순으로 나열. 출처: 유럽국가의 경우 ECHP를 기준으로 사무국에서 산출. StatLink Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

239 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 박스 9.2. 실제 사용 기준 의료 서비스의 재분배 효과(계속) 1. 의료서비스 지출의 이러한 분류는 ECHP에서 사용한 것과 정확히 일치하지는 않는다(예: OECD 데이터 는 병원 방문 횟수에 대한 공공의료지출액 정보를 제공하는데 대부분의 국가의 경우- 일반의와 전문의 간 구분을 하지 않는다). 병원 내 서비스지출을 개인 j(dshj)에 전가하는 것은 병원에 입원하여 몇일 밤 을 보냈는지를 기준으로 한다(nj). N은 표본의 인구(15세 이상)를 나타낸다. 병원외 지출의 경우(DSOHj) 사용된 기준은 일반의 방문횟수 (Vj)를 근거로 한다. 2. 여기서 사용된 설문 데이터에서는 인구의 5%가 입원일수의 90% 이상을 차지하고 있다. 역으로, 인구의 50% 이상이 모든 병원 방문의 90%를 차지했다. 표 9.2. 취학 전 교육 지출 포함 전/후의 오분위간 비율 A.현금소득 개별 데이터 기준 추정치, 2000년 B1.소득+취학전 교육 자녀 연령 기준 전가 차이(A-B1) 자녀의 연령과 부모의 고용상태 기준 전가 B2.소득+취학전 차이(A-B2) 교육 덴마크 핀란드 스웨덴 오스트리아 독일 네덜란드 프랑스 벨기에 이탈리아 영국 호주 그리스 스페인 포르투갈 미국 평균 오른쪽 패널에 포함된 국가평균 StatLink 주: 각국은 위쪽에서 아래쪽으로 내려오면서 현금소득의 Q5/Q1의 오름차순으로 나열되어 있다. 아일랜드는 3세부터 6세까지의 아 동 중 취학 전 교육기관에 다니는 아동의 수가 너무 적어 제외했다. 왼쪽 패널의 수치는 모든 아동이 취학전 교육에 참여하는 확률이 동일하고 가구소득과 관계가 없다고 가정하고 있다. 오른쪽 패널의 수치는 이 연령대 아동의 참여율이 맞벌이 가구의 아동비율보다 낮은 국가에 대한 수치인데 이러한 가구 유형에 속하는 모든 아동들이 동일한 확률을 갖고 있고 그 외의 아동들 은 모두 참여하지 않고 있다는 가정에 기반하고 있다. 참여율이 맞벌이 가구 아동비율을 초과하는 국가의 경우 맞벌이 가구의 모든 이동이 취학 전이고 그 외의 모든 아동들은 동일한 참여확률을 갖고 있다고 가정하고 있다. 오른쪽 패널의 수치는 취학전 교육 참여율이 고려대상인 연령 집단의 80%이하인 국가들에 국한되어 있다. 출처: 유럽국가는 ECHP, 비유럽국가는 국가 설문 데이터를 기반으로 OECD 사무국에서 산출. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 237

240 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 고등교육의 경우 양상이 크게 달라진다. 평균적으로 오분위간 비율 감소분은 미미하다. 표 공공주택 9.3에 포함된 국가들의 경우(오른쪽 패널) 이 비율이 약간 증가하는데 이는 고등교육을 받 는 학생들이 여유있는 가구에 거주하는 경우가 많음을 의미한다. 덴마크와 스웨덴처럼 고등 교육이 불평등을 감소시키는 국가의 경우도, 나타난 수치는 고등교육을 받는 학생들 중 많은 비율이 부모를 떠나서 살고 있어서 설문 조사상에는 별도의 저소득 가구로 분류되는데서 기 인한다. 고등교육이 근로소득에 미치는 영향으로 인해 고등교육을 받은 이들 중 많은 수는 미래에 고소득자가 된다. 분배 최상위 오분위 집단에 속하는 이들에게 발생하는 고등교육 공 공지출 비율은 평균 30%에 달하며 벨기에와 스페인, 포르투갈의 경우 40%를 초과한다 (Marical et al., 2006). 공공주택의 분배적 효과 추정은 다른 사회적 서비스의 경우보다 어려운데, 그 이유는 제공 된 암묵적 효과의 총 규모를 정량화해야 하기 때문이다. 이 섹션에서는 주택사용권(즉, 각 가 구가 자신의 주거지를 소유하고 있는지 임대하고 있는지, 임대의 경우 공공임대인지 사적임대 인지 여부) 34 과 실제 임대료에 관한 정보를 바탕으로 일부 유럽 국가의 수치를 제시하고 있다. OECD 회원국들은 다양한 주택 유형의 상대적 중요도 측면뿐 아니라 각 유형의 분포도가 가구 소득에 따라 어떻게 달라지는지에 있어서도 서로 차이가 있다. 주 거주지를 임대하여 사 용하고 있는 이들의 비율은 최저 오분위 집단은 40%에 육박하고 최고 집단의 경우 13%에 불 과하나(Marical et al., 2006) 예외적으로 그리스와 오스트리아의 경우 어떤 집단인가에 관계 없이 임차인 비율이 일정한 편이다. 공공임대의 중요성 역시 소득이 높은 집단으로 올라갈수록 감소한다. 35 전반적으로 사회주택에 거주하는 임차인 비율은 그리스와 스페인은 낮고(10% 미 만) 아일랜드와 네덜란드, 영국의 경우 중요도가 높다. 표 9.3. 초등, 중등, 고등교육에 대한 공공지출 포함 전/후의 오분위간 비율 A.현금소득 개별 데이터에 근거한 수치, 2000년 초/중등교육 B1.소득+초중등 차이(A-B1) 교육 고등교육 B2.소득+고등교 차이(A-B2) 육 덴마크 핀란드 스웨덴 오스트리아 독일 네덜란드 프랑스 벨기에 이탈리아 캐나다 아일랜드 영국 호주 그리스 스페인 포르투갈 미국 평균 주: 각국은 위쪽에서 아래쪽으로 내려오면서 현금소득의 Q5/Q1의 오름차순으로 나열되어 있다. 출처: 유럽국가는 ECHP, 비유럽국가는 국가 설문 데이터를 기반으로 OECD 사무국에서 산출. StatLink Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

241 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 시장가 미만의 사회주택 공급에 관련한 내재적 보조금을 평가하려면 임차인이 실제로 지불 하는 임대료와 시장에서 동일한 특징의 거주지를 임대하는 경우 내야 하는 임대료간의 차이금 액을 각 수혜자에게 할당해야 한다(박스 9.3). 사회주택의 분배적 효과는 일반적으로 상당히 제한적이다(표 9.1, 네번째 칼럼). 이러한 적은 평등화 효과는 사회주택의 공급에 내재된 보조 금 총 규모가 작기 때문이지만(평균 가구가처분 소득의 0.6%) 의료나 교육과 비교했을 때 공 공주택은 소득분배 범위의 최하위 오분위 집단에게 주로 혜택을 주는 것이 사실이다. 요약 위에서 논의한 세가지 범주의 공공서비스의 결합 효과를 고려할 때 오분위간 비율은 평균 적으로 약 1.3포인트만큼 감소하며(현금가처분소득의 4.6에서 3.3으로) 감소폭은 미국과 포르 투갈에서 가장 크고(평균의 거의 두 배), 핀란드와 덴마크에서 가장 작다(표 9.1, 오른쪽 끝의 칼럼). 36 일반적으로, 어떤 불균형 측정 기준이 사용되었는가는 패턴에 별 영향을 주지 않는다. 오분위간 비율과 지니계수 양쪽 측면에서 정부 서비스의 효과를 추정하고 있는 그림 9.5는 다 음을 보여주고 있다. 박스 9.3. 공공주택 임차인에게 제공된 내재적 보조금의 추정값 추정값은 단순한 모형을 기준으로 하고 있는데 공공부문과 사적부문의 임차인들에게 서로 다른 모형이 적용 된다. 집세 = αx 방 개수 + β x 소득 + c. 집세는 매월 지불하는 월세이며 방 갯수는 거주지에 있는 방의 개수, 소득은 (비 균등화) 가구소득이다(동일 한 소득을 가진 사람들은 주택 가격이 비슷한 지역에 모여 사는 경향이 있으므로 해당 가구가 거주하는 동네 를 포착하는데 사용되는 변수임). 계수(아래 보이는)에는 표시가 붙어 있으며 통계적으로 유의미하다(즉, 소 득이 높은 가구와 방의 개수가 많은 주거지의 경우 사적 임대가 많다). 물론 여기에는 예외도 있고 설명되지 않은 유의미한 정도의 변동도 있다. 사적 임대 계수는 공공임대 가구가 동일한 특성을 가진 주거지를 사적으 로 임대했다면 어느 정도의 가격을 지불해야 할 것인지를 계산할 때 사용된다. 사적 임대의 선형모델로부터의 추정값 사적 임대 사적 임대 소득 방의 수 R7 조정 소득 방의 수 R7 조정 덴마크 * * 0.21 포르투갈 * * 네덜란드 * 19.3 * 0.22 오스트리아 * 벨기에 * * 0.21 핀란드 * * 프랑스 * * 0.39 독일 * * 아일랜드 * 38.3 * 0.32 영국 * 14.1 * 이탈리아 * 66.5 * 주: T 통계는 추정 계수 이하로 보고. * 는 5% 수준에서 유의미. StatLink Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 239

242 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 지니계수와 오분위간 비율 모두 소득 개념이 여기서 고려된 모든 공공 서비스를 포함하는 것으로 넓어지면 크게 감소한다. 두가지 모두, 현금 (가처분) 소득에서 공공서비스를 포함하는 값으로 이동해도 국가순위는 크게 바뀌지 않는다(대상이 되는 17개국의 경우 지니와 오분위간 비율 양쪽에 대한 순위 상 관계수는 0.95를 초과한다). 어떤 방법을 사용하느냐에 따라 불평등 감소 규모는 국가별로 큰 차이를 보인다. 오분위간 비율을 기준으로 (포인트) 감소폭은 현금소득의 불평등성이 큰 국가(미국, 포르투갈, 스페 인)에서 더 크다. 역으로 지니계수의 경우 감소폭이 비슷하게 나타나는데 국가별 분산 변화 가 더 작다. 37 분류된 데이터를 기준으로 한 값 개별 기록을 기준으로 한 정부 서비스의 분배적 효과 분석은 분배의 여러 십분위에 관한 소득 데이터에 근거한 값으로 보완될 수 있다. 이러한 분류 데이터 접근방식은 다양한 사회적 서비스의 제공에 소요되는 공공지출의 현금 가치를 각 소득십분위 집단에 전가하고 전가 이전 과 이후의 다양한 불평등 측정값을 비교하는 방식이다(즉, 개인의 순위재정립은 없다). 38 이 접 근방식은 개별 기록에 근거한 방식보다는 정확성이 떨어지지만 좀 더 많은 OECD 국가와 공공 서비스를 분석에 포함시킬 수 있다는 장점이 있다. 그림 9.5. OECD 국가의 공공 서비스 지출액 포함 전/후의 소득불균형 개별 데이터에 근거하여 추정, 2000년 5분위간 비율 지니계수 소득 + 서비스 소득 + 서비스 현금소득 현금소득 StatLink 출처: 유럽국가는 ECHP, 비유럽국가는 국가 설문 자료를 바탕으로 OECD 사무국에서 산출. 소득분배의 각 십분위로 전가되는 공공서비스의 가치는 각 십분위 집단의 평균 균등화 가 처분소득과 (아홉개)연령 집단의 분배 정보에 따라 달라진다. 39 이러한 서비스에 대한 정부지 출을 서로 다른 소득 십분위 집단에 전가할 때는 고려 대상이 되는 서비스의 유형에 따라 각 기 다른 룰을 적용한다. 의료. 전가는 개인의 연령과 소득 십분위간 각 연령집단의 분배를 기준으로 이루어진다. 후 자에 관한 정보는 소득분배에 관한 OECD 설문지에서 추출했다. 수혜자 연령별 공공의료지 출 분배 정보는 그림 9.1에 나와 있다. 대부분의 국가에서 이러한 연령-지출액 프로파일은 240 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

243 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 국가별 자료에 근거하고 있다. 국가별 자료가 없는 경우는 40 프로파일에 근거한다. 다른 OECD 국가의 평균 교육. 교육 지출의 전가는 개인의 연령과 소득 십분위간 각 연령집단의 분배를 기준으로 한 다. 절차는 세 단계로 나뉘는데 첫단계에서는 교육수준이 서로 다른 주어진 연령(3세부터 29세까지)의 개인들의 취학률을 판단하고 이를 OECD 소득분배 설문지에 나온 세 개 연령 집단(0-17, 18-25, 26-40)으로 나눈다. 41 두번째 단계에서는 연령 집단별 총 교육 지출 액을 계산한다. 마지막 단계에서는 각 연령집단의 교육지출과 십분위간 각 연령집단의 분배 를 근거로 각 십분위 집단의 교육 지출액을 계산한다. 지출 자료는 일반 정부의 직접 교육지 출액을 의미하는데 다시 말해 학비 보조금과 학자금 대출 등 사적 주체로 가는 현금이전은 제외한 것이다. 42 기타 사회적 서비스. 이 카테고리에는 (SOCX 분류) 다양한 프로그램들이 포함된다. 이러한 다양성 때문에 공공지출의 개인화는 이들 서비스가 해당 현금지출과 동일한 방법으로 각 소 득 십분위 집단에 배분된다는 가정에 근거하고 있다(소득분배에 관한 OECD 설문에 포함된 정보를 바탕으로). 이러한 가정은 각 프로그램 유형 별로 서비스와 현금이전은 서로를 보완 한다는 인식을 반영하고 있다. 위에 설명한 개별 기록 기준 추정값보다는 정확성이 떨어지지만 이 접근방식은 소득 분배 에 관한 OECD 데이터베이스에 포함된 26개국에 적용할 수 있으며 사회적 지출에 관한 OECD 데이터에 포함된 가구 대상 공공서비스의 전체 범위에 적용할 수 있다. 이 결과는 마이 크로 레코드가 나와 있지 않은 국가의 공공서비스의 분배적 영향을 보여주는 가장 좋은 추정치를 제시하는 것으로 간주될 수 있다. 이 접근방식에 근거한 분배적 효과는 고려대상이 되는 서비스 범주에 따라 다양하게 나타 난다. 의료. 고려 대상인 26개 OECD 국가 모두 의료지출이 불평등을 줄이고 있다(평균 1.1포인 트, 표 9.4의 두번째 칼럼). 그러나 국가 순위의 변화는 크지 않다. 의료 서비스를 고려에 넣기 전이건 후이건 가장 평등한 국가는 북유럽 국가들과 체코였다. 오분위간 비율에 있어서 가장 큰 변화를 겪는 국가는 포르투갈, 미국, 멕시코인데 가처분 소득 분포가 가장 불균형한 국가들이다. 그러므로 전반적으로 국가간에는 소득불균형의 집중이 존재한다. 43 교육. 교육에 대한 공적 지출의 재분배 효과는 의료보다 아주 약간 작을 뿐이다(평균 오분 위간 비율은 현금가처분 소득의 5.2에서 교육 서비스를 고려하고 나면 4.2로 감소한다. 표 9.4의 세번째 칼럼 참조). 일반적으로 교육지출은 특히 소득분배의 최저 세 개 오분위집단 에 가장 많은 혜택을 주는데 국가간 차이가 상당하다. 민감도 분석에 따르면 소득 십분위 집 단간 교육 참여 불평등은 결과에 근소한 영향을 줄 뿐이며 18세-25세 연령 집단에만 국한 된다(Marical et al., 2007). 44 기타 사회적 서비스. 이러한 서비스가 소득불균형을 줄이는데 발휘하는 효과는(오분위간 비 율이 평균 0.3포인트 감소, 표 9.4의 네번째 칼럼) 유의미한 경우도 많지만 의료 및 교육과 비교하면 훨씬 작은데 속성상 대상이 명확하긴 하지만 지출액이 작다는 요인에 의해 상쇄되 기 때문이다. 전반적으로, 모든 공공 서비스가 소득불균형에 미치는 영향은 대부분의 국가에서 상당한 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 241

244 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 것으로 나타났다. 그러므로 오분위간 비율은 현금 기준으로 평균 5.2에서 공공 서비스를 고려 하고 나면 3.4로 1.8포인트만큼 감소한다(표 9.4의 맨 오른쪽 칼럼). 이 정도의 감소에 있어서 국가간 차이는 상당하며 가처분소득분배의 불균형이 가장 큰 국가가 감소폭도 가장 크다. 45 국 가간 차이의 감소폭은 국가별 순위를 거의 변화시키지 않았는데 물론 순위가 오른 국가도 있 고(예: 프랑스와 호주) 내려간 국가도 있다(특히 네덜란드와 오스트리아, 그리스). 예상대로 분류데이터에 기반한 접근방식을 통해 나온, 공공서비스에 의한 불평등 감소의 수치화된 추정값은 개별 기록에 의거한 접근방식을 사용하는 경우와 다르다. 이들 값을 비교 두 접근방식이 적용된 프로그램(교육과 의료)과 국가별 수치- 해보면 분류데이터에 근거한 불 평등 감소폭이 개별 기록에 의거한 감소폭을 앞지른다(첫번째 접근방식은 개인의 순위 재정립 을 허용하지 않기 때문). 하지만 그 차이는 십분위간 비율보다는 지니계수의 경우 훨씬 작고 두 개의 접근방식에 근거한 불평등 감소폭은 국가별로 서로 큰 상관관계를 갖고 있으며 (0.90 초과) 두 접근방식의 불평등 측정값들도 마찬가지이다. 표 9.4. 모든 공공서비스 지출을 포함하기 전/후의 오분위간 비율 분류 데이터에 근거한 추정값, 2000년 현금소득 소득+의료 소득+교육 A B 차이 (A-B) C 차이 (A-C) 소득 +기타사회서비스 차이 D (A-D) 소득 +모든공공서비스 차이 E (A-E) 덴마크 스웨덴 네덜란드 체코 룩셈부르크 핀란드 노르웨이 오스트리아 스위스 프랑스 독일 헝가리 캐나다 호주 아일랜드 영국 뉴질랜드 스페인 일본 그리스 폴란드 이탈리아 포르투갈 미국 터키 멕시코 평균 주: 국가 순서는 위에서 아래로 내려오면서 현금소득의 Q5/Q1 비율의 오름차순. 출처: OECD 데이터에 근거하여 OECD 사무국에서 산출. StatLink 이 분석에 따르면 공공서비스는 서로 다른 오분위간에 상당히 고르게 분배되어 있기 때문 242 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

245 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 에 현금 소득보다 덜 불평등한 방식으로 분배되어 있다. 그림 9.6은 OECD 국가의 평균적인 결과를 보여준다. 가구로 전달되는 모든 공공 서비스의 경우 최하위 오분위 집단이 전체의 23%를 수령하고 최상위 오분위 집단은 17%를 수령한다(왼쪽 패널). 의료 서비스와 교육도 비슷한 양상이지만 기타 공공 서비스의 경우 최하위 오분위가 차지하는 비중이 가장 높다. 그러나 오분위 집단별로 현금 소득의 수준이 다르기 때문에 공공서비스가 소득에서 차지하는 비중은 분배의 상위집단 사람들보다는 하위집단의 사람들의 경우 훨씬 크다(하위집단은 평균 가처분 소득의 70% 가량. 상위집단은 11%, 오른쪽 패널). 46 이러한 양상은 개별 자료를 기준 으로 한 경우와 매우 비슷하다. 그림 9.6. 분배수준별 가구소득에서 공공 서비스가 차지하는 중요도, OECD 평균 분류데이터를 근거로 추정, 2000년 오분위별 공공서비스 분포 모든 공공서비스 의료 교육 기타 공공 서비스와 현금소득간 비율 출처: 여러 OECD 데이터베이스를 기준으로 OECD 사무국에서 산출. StatLink 그 외에도 현물 정부 서비스의 재분배 효과를 가구 세금 및 공적 현금이전의 효과와 어떻 게 비교할 것인가의 문제가 있다. 그림 9.7을 보면 현물 정부 서비스(세로축)와 가구세금 및 공공현금 보조금(가로축)에 의해 달성된 오분위간 비율과 지니계수의 포인트 감소분이 나타나 있다. 47 여기에서는 세 가지 패턴이 두드러진다. 첫째, 공공 현물 서비스의 평등화 효과는 오분위간 비율의 경우 평균적으로 가구세금과 현 금이전에 의한 효과의 4분의1정도이며 지니계수의 경우 2분의1 정도이다. 하지만 일부 국가 의 경우 이 두 종류의 정책에 의해 달성된 불균형 감소폭이 대체로 비슷하다. 48 둘째, 가구세금과 정부 현금이전의 재분배 효과는 현물 공공 서비스의 경우보다 국가간 차이 가 훨씬 더 크다. 사용된 두 종류의 불평등 측정값 모두 변이계수를 보면 약 50%를 넘는다. 마지막으로 현금 가처분 소득의 불평등 수준이 낮은 국가들은 현물 공공 서비스를 포함하고 난 후의 불평등 수준도 낮은 국가들이다(두 불평등 측정값의 상관관계가 95% 이상). 그런데 이 두 종류의 정책에 의해 달성된 (절대적인) 재분배를 고려하면 국가간 상관관계는 없다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 243

246 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 그림 9.7. 가구세금과 현금 보조금 대비 현물 공공서비스의 재분배적 영향 십분위간 비율의 포인트 차이 및 지니계수, 분류데이터를 근거로 추정, 2000년 십분위간 비율 지니계수 현물 공공서비스 현물 공공서비스 세금 및 현금이전 세금 및 현금이전 StatLink 주: 현물 공공이전으로 인한 불균형 감소(세로축)는 가처분 가구소득의 불균형 측정값(왼쪽 패널은 십분위간 비율, 오른쪽 패널은 지니계수)과 소득 + 현물 공공서비스의 불균형 측정값 간의 절대적 차이로 측정된다. 가구세금과 공공현금이전으로 인한 불균 형 감소는 시장소득과 가처분소득의 불균형 측정값 간의 절대적 차이이다. 선 아래쪽에 위치한 국가들은 가구세금과 공적 현금 이전으로 인한 불균형 감소분이 현물 공공서비스로 인한 감소분을 초과하는 나라들이다. 출처: 여러 OECD 데이터베이스를 근거로 OECD 사무국에서 산출. 결론 전반적으로, 개별 기록에 기반한 접근방식과 분류된 자료에 근거한 접근방식 모두, 이 주제 에 대한 과거 연구에서 밝혀진 것들과 거의 예외 없이 일관된 패턴을 보여주고 있다. 가구에 제공되는 사회적 서비스의 공급을 위한 공공지출은 불평등을 감소시킨다. 그러나 일 부 국가에서는 전가가 개별 데이터에 기반한 경우- 비 의무교육의 경우 그 효과가 미미하 다. 가구의 경제적 자원 분배의 불평등을 감소시키는데 있어 공공 서비스가 발휘하는 전반적 인 효과는 주로, 이들 서비스가 소득 오분위 집단별로 비교적 균일하게 분배되는 현상에서 기인하는데 이는 상위층보다는 분배 하위층에서 소득의 더 큰 증가로 이어질 수 있다. 공공서비스를 고려함으로써 발생하는 불균형 측정값의 변화는 국가 순위를 크게 변화시키지 않는다. 국가간 불균형의 분산은 오분위간 비율의 경우 큰 폭으로 좁아졌지만 지니계수의 경 우만큼은 아니다. 정부 현물 서비스에 의한 불균형 감소는 평균적으로 가구세금과 공공 현금이전을 합친 효과 보다는 작다. 물론 예외인 국가도 있다. 다양한 정부 서비스의 분배 방식은 중요한 정책 시사점을 제시한다. 첫째, 이 장에서 다루 어진 공공 서비스가 가구와 개인간 경제적 자원 배분에 미치는 영향이 상당하므로 이들 프로 그램에 대한 정책상의 선택을 할 때는 이러한 재분배 효과를 고려해야 한다. 둘째, 현금이전을 선호하는 경제학자들의 추정에도 불구하고 공공서비스의 공급은 다양한 이유로 정당화될 수 있다(예: 부모가 무엇을 소비할 지 결정할 때는 자녀가 어떻게 이용할 것인지만을 고려하지는 않는다. 프로그램의 타깃 설정을 개선하거나 국민들의 건강과 기술에 대한 투자를 늘림으로써 장기적으로 생산성을 제고하려 한다. Currie and Gahvari, 2007). 이것은 현금이전과 현물 공 244 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

247 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 공서비스를 어떻게 잘 혼합하여 재분배 목표를 달성할 것인가라는 문제를 제기한다. 마지막으 로 공공서비스는 수혜자, 특히 분배의 최하층에 속하는 이들의 노동-공급 결정에 영향을 미칠 수 있다. 개혁을 할 때에는 현물 서비스(예: 육아)의 제공이 노동력 공급을 증가시킴으로써 평 등과 효율성이라는 두 가지 목표 사이의 균형을 이룰 수 있는 방법을 고려해야 한다. 이를 보 면 정부의 서비스가 가구의 웰빙에 기여하는 바와 그 분배를 좀 더 체계적으로 설명하는 것이 얼마나 중요한지 알 수 있다. 주 1. 예를 들어 주립대에 다니는 자녀를 둔 가구는 세금으로 지원된 서비스의 혜택을 봄으로써 시장에서 동일한 서비스를 구매해야만 하는 이들과 비교해 웰빙 수준이 향상된다. 이런 점에서 OECD 국가 계정은 각 가구가 시장에서 구매했거나 정부가 무료로 또는 가구의 실제 소비 개념 안에서 낮 은 가격으로 제공한 상품과 서비스에 관한 정보를 결합시키고 있다는 사실에 주목해야 한다. 2. 예를 들어, 영국의 국가 통계국에서는 매년 가구소득분배에 관한 보고서를 발간하는데 이 보고서에 서도 의료와 교육에 관한 공공지출의 효과를 다루고 있다(예: Jones, 2006). 호주에도 비슷한 보고 서가 있다(ABS, 2001). 대부분의 연구가 국가차원으로 이루어지고 있지만 몇몇 연구는 몇 개 국가 를 함께 다루고 있고 이러한 연구의 수는 룩셈부르크 소득연구(LIS)가 나온 이후 늘어나고 있다. LIS는 몇몇 OECD 국가를 대상으로 실시한 가구소득설문조사의 마이크로 레코드에 (동일한 데이터 환경에서) 접근할 수 있도록 한 데이터베이스이다(예: Brady, 2004; Garfinkel et al., 2004; Smeeding, 2002; Smeeding and Rainwater, 2002; Steckmest, 1996). 3. 개인의 소득과 사회경제적 지위에 따른 의료 서비스 이용의 차이는 보편적 의료 체계를 갖춘 국가에 서도 보고되고 있다(예: 영국의 경우 Goddard et al., 2001). 4. 의사와의 상담의 경우 미국과 포르투갈, 핀란드는 예외이며 입원일수의 경우 멕시코는 예외이다. 5. (세전) 현금소득과 의료 서비스 수요가 동일한 두 국가가 있고 한 국가에서는 세금으로 충당한 공공 의료 서비스를 통해 이러한 수요를 충족한 반면 나머지 한 국가에서는 국민들이 사비로 의료 비용 을 지출하여 수요를 충족한다면, 두 접근방식은 동일한 정량적 결과로 이어질 것이다. 6. 미 국립과학원의 국가통계위원회의 권고에 따르면 빈곤 측정이 목적인 경우 가구 자원 에는 현금 지불 의료비 지출과 의료보험료는 제외해야 한다(Citro and Michael, 1995). Weinberg (2006)는 가구소득을 제대로 측정하기 위한 직장 의료보험의 중요성을 강조하고 있다. 7. Xu et al. (2003)에 따르면 현금지불 비중이 소득의 40%를 초과하는 가구의 비율은 프랑스에서는 거의 전무하지만 포르투갈은 3%가량이다. 이 비율은 경제적으로 과도기의 국가들이나 중저소득 국 가의 경우 높아지는 경향이 있다. 8. 개인적인 현금지불 비용은 의료서비스 자금을 충당하는 여러 출처 중 하나에 불과하다. 일부 연구에 서는 모든 종류의 의료 서비스 자금지원, 즉 세금, 기부, 현금지불비용 등이 분배에 미치는 영향에 대해 초점을 맞추고 있다. 일반적으로 이러한 영향은 각 출처가 갖는 상대적인 중요도와 누진 성 (즉, 고소득 집단으로 올라갈수록 얼마나 더 비중이 커지는가), 그리고 수평적 평등을 구성하는 다양한 요인(예: 보험기금별 기여율의 차이, 지방별 의료관련 세율 차이 등, Wagstaff et al., 1999)에 달려 있을 것이다. De Graeve and Van Ourti (2003)는 23개 유럽 국가의 소득분배에 여 러 자금지원 출처가 미치는 영향을 연구했는데 모든 국가에서 직접세는 누진적이며 간접세와 현금 지불은 역진적(regressive)인 한편 사회보장 및 개인적인 보험에 대한 기여분의 결과에는 더 많은 차이가 나타난다고 보았다. 미국을 포함해 OECD 12개국을 연구한 van Doorslaer et al. (1999)에 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 245

248 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 서도 비슷한 결과를 보고하고 있다. 핀란드에 비슷한 방법론을 적용한 Klavus and Häkkinen(1998)은 1990년대 초반 경기 침체 후 도입된 의료 서비스 자금지원 개혁은 평등성을 해 치지 않고 전반적인 시스템의 누진성을 어느 정도 감소시켰는데 이는 직접 소득세의 계속적인 중요 성 때문이었다고 주장했다. 9. OECD 국가의 교육에 대한 사적 지출은, 평균적으로 취학 전 단계에는 총 지출의 18%를 차지하고 고등교육은 22%를 차지하지만 초, 중등 교육에서는 7%에 불과하다(OECD, 2005) 년, 20세부터 24세까지의 젊은이들 중 중학교 과정을 마치지 못한 비율은 OECD 14개국에서 5% 미만이었다. 가장 높은 국가는 뉴질랜드(16%), 포르투갈 (29%), 멕시코 (44%), 터키 (47%)이 다. 11. 고등교육에 대한 공공지출은 평균적으로 교육 지출액의 거의 절반(48%)인 반면 취학전 교육의 비 중은 7%에 불과하다. 12. 예를 들어 고등교육을 받을 확률은 학력이 낮은 가구의 젊은이들과 비교했을 때 부모가 대졸 이상 의 학력을 가진 젊은이들의 경우 세 배나 높았다(Machin, 2006). 대학교육에의 접근성 차이는 인 종적 배경에 관련해서도 뚜렷이 나타난다. 그러므로 미국의 경우 고등학교를 마치자마자 대학에 진 학하는 백인 학생의 비율은 히스패닉 학생들에 비해 10포인트 높고 흑인학생에 비해서는 20포인트 높은데, 1994년 이래 이러한 차이가 감소하고 있다. 13. 이 현상은 영국의 경우 Evandrou (1993)에 잘 설명되어 있다. 여기에서는 고등교육에 대한 공공지 출의 분배가 연금생활자 가구까지 포함하면 더욱 불평등해짐을 보여주고 있다. 14. 고등교육에 대한 지출 분배의 불평등은 접근성의 차이뿐 아니라 선택된 주제에 따라 학생당 비용의 차이까지도 반영하고 있다. 프랑스의 경우 부유층 학생들은 좀 더 비싼 코스를 선택한다(Albouy and Wanecq, 2003). 15. 정부 역시 개인 거주지에 적용되는 집세 통제를 통해 개입하는데 그 방법에 대해서는 이 보고서에 서는 다루지 않는다. 16. 공공주택에 대한 접근은 일반적으로 해당 가구가 거주지에 비용을 덜 지출한다는 의미이다. 프랑스 의 경우 민간주택을 임대해 사는 세입자는 소득의 18%를 주거지에 지출하는 공공주택 세입자에 비 해 22%를 지출한다. 이러한 차이는 그 혜택을 과소평가하고 있는 것인지도 모른다. 공공주택에 거 주하는 사람이 민간주택을 임대하는 경우보다 더 크거나 안락한 주택을 임대하는 경우이다. 반대로 공공주택이 주로 열악한 동네에 위치해있다면 이 차이는 혜택을 과대평가한 것일 수 있다. 17. 공공주택의 분배적 효과에 초점을 맞춘 대다수의 연구에서 사용한 접근방식은 동일한 특성을 가진 주택에 대한 시장가격과 공공주택에 사는 세입자가 실제로 지불한 집세간의 차이금액만큼 가구의 현금소득에 더하는 것이다. 18. Harding et al. (2004)에서 동일한 패턴을 보고하고 있다. 호주의 경우 사회주택이 소득분배의 첫 오분위 집단에 속하는 이들의 가처분 소득 중 13%를 차지하고 두번째 집단이 3%를 차지한다고 주 장한다. 19. 제곱근 탄력성 이란 4인가구의 욕구가 1인가구의 두 배라는 점을 의미한다(자녀없는 부부와 자 녀가 한 명인 부부의 경우 1인가구의 각각 1.4배와 1.7배). 20. 앞으로 제시될 추정값 뿐 아니라 이들 자료는 2001년 공공지출을 의미한다(좀 더 최신 자료가 나 와 있기는 하다). 왜냐하면 이 보고서 작성 당시 나와 있었던 가구 가처분 소득 분배 정보 중 가장 최근 것이 2000년대 초반 것이었기 때문이다. 246 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

249 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 21. 기타 사회적 지출 (SOCX 명명법에 따라) 카테고리는 노인층, 생존자, 장애인, 가족, 실업자에 게 제공되는 서비스와 주택 및 사회부조 관련 서비스, 적극적인 노동시장 정책을 포함한다. 22. 이러한 준 현금 주택 보조금 중 일부는 설문조사에서 측정된 대로 가구 소득에 포함될 수 있지만 이 보고서의 집단 소득 데이터를 기반으로 한 예측치 중에는 일부 이중 집계가 들어있을 수 있 다 년 ECHP는 2000의 소득 정보를 제공한다. 비유럽 국가 정보는 호주의 경우 가구소득 및 노 동동태 조사(HILDA), 캐나다는 노동 및 소득동태 조사(SLID), 미국은 상시인구조사의 연례 사회경 제적 보충자료(ASEC)를 기준으로 한다. 캐나다와 미국의 경우 데이터는 룩셈부르크 소득연구(LIS) 데이터베이스에서 추출했으며 2000년의 소득 데이터를 의미한다. 호주 자료는 2004년 데이터이다. 계산은 마크 피어슨이 수행했다. 24. 이러한 예상은 2003년 다섯개 연령별 집단에 대한 공공 의료 서비스 일인당 금액을 가리킨다. 이 연령별 프로파일은 2001년 공공지출 데이터에 적용되었다. 25. 대부분의 국가에서 공공의료 서비스는 가처분소득의 상당 부분을 차지하는데(평균 13% 정도), 11%부터(핀란드, 영국, 미국) 16%(독일과 이탈리아)까지 분포한다. 26. 현금소득분배가 넓은 국가의 경우 오분위간 비율의 절대수가 더 크게 감소했는데 이는 비율 감소 측면에서 국가별 차이가 훨씬 작음을 의미한다(예: 덴마크의 19%부터 미국의 23%까지). 27. 이론적으로 여기서 사용된 접근방식은 연령별 사용의 차이만 설명하고 있기 때문에 저소득 가구를 타깃으로 하고 있는 국가의 공공의료 서비스(예: 미국의 메디케이드)가 가진 평등화 효과를 과소평 가할 수 있다. 실제로 미국 인구조사국에서 나온 메디케이드와 메디케어의 평등화 효과 추정치에 따 르면 오분위간 비율과 지니계수(비균등화 가구소득에 대한)가 각각 0.75포인트와 0.15포인트 (Cleveland, 2005)감소했는데 Marical et al. (2006)에서는 각각 1.63과 0.37 포인트 감소한 것으 로 보고하고 있다. 28. 교육 수준 c에 재학 중인 개인 j에게 할당된 교육지출액 (Decj)은 다음에 따라 그들이 해당 교육기 관에 출석하고 있는지 여부를 기준으로 판단된다(해당 개인이 카테고리 c의 교육을 따르면 tcj=1, 그렇지 않으면 0). Nc는 해당 교육 카테고리에 재학중인 학생 수를 의미하고 Dec는 해당 교육 수 준의 교육 공공지출액을 의미한다. 29. 사립학교 학생들이 주로 부유층 자녀들이고 사립학교에 대한 공적 보조금이 공립학교의 비용보다 낮다면 사립학교 재학률이 결과에 영향을 미칠 수 있다. 이러한 조건에서, 여기서 사용된 접근방식 은 공교육 서비스의 분배적 효과를 과소평가하게 될 것이다. 유럽 국가의 설문조사 자료가 교육을 네 개 수준으로 구분하고 있으므로(고등교육, 상위 중등교육, 하위 중등교육, 하위 중등교육 이하), 다른 국가의 데이터도 이러한 네 개 수준으로 재정립했다. 다양한 국가에 대해 사용된 설문조사 자 료에서 제공한 여러 연령대의 재학률 정보는 서로 다르다(예: 미국과 캐나다의 경우 15세이상의 모 든 개인에 대한 정보이며 유럽 국가는 17세 이상). 30. OECD (2005)에서 나온 단일 연도의 순 재학률 데이터는 2003년 자료이며 3세부터 29세까지의 개인이 대상이다. 캐나다의 경우 연령별 재학률 자료가 나와 있지 않기 때문에 6세부터 15세까지의 모든 국민들이 학교에 다니는 것으로 가정했다(다른 OECD 국가의 재학률이 높기 때문에). 3세부터 5세까지의 아동은 교육에 참여하지 않고 있는 것으로 가정했다(캐나다의 경우 취학전 교육에 대한 공공지출 데이터가 존재하지 않기 때문). 31. 데이터가 부재하여 룩셈부르크는 분석에 포함되지 않았다. 32. 초등 및 하위 중등 교육은, 여기서 다룬 모든 국가에서, 함께 묶어서 의무교육 으로 보았다. 몇 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 247

250 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 몇 국가에서는 상위 중등교육 역시 이들 두 개 카테고리와 함께 의무교육에 속하거나 최소한 그 중 일부는 이 수준으로 확대된다. 33. 이러한 결과는 초, 중등교육의 평등화 효과를 과대평가하고 있는데 대부분의 학교 자퇴생들이 저소 득 층에 집중되어 있을 가능성을 허용하지 않고 있기 때문이다. 이것은 국가별 비교에도 영향을 미 칠 수 있는데 자퇴율이 국가별로 다르기 때문이다. 34. ECHP에 사용된 공공주택의 정의에는 자원봉사 및 비영리 단체에서 공급한 사회주택 뿐 아니라 중 앙, 지방 행정부에서 공급한 모든 주거지가 포함된다. 35. 그러나 예외도 있다. 그 국가들 중 절반은 공공주택의 세입자 비율이 첫번째 오분위보다 두번째 오 분위에서 더 높다. 반면 오스트리아와 네덜란드의 경우 공공부문 세입자의 비율이 오분위 집단별로 비교적 균일한 편이다. 36. 가장 낮은 감소율은 룩셈부르크가 기록했으나 룩셈부르크의 경우 데이터가 의료서비스에만 국한된다. 37. 오분위간 비율(지니계수보다 분배의 양쪽 끝에서 발생하는 일에 대해 좀 더 민감한 불평등 측정값. 지니계수는 중간에서 발생하는 변화에 좀 더 민감)의 감소폭이 크다는 것은 공공서비스 지출이 상 대적인 소득빈곤의 측정값에 큰 영향을 미칠 가능성이 크다는 것을 의미한다. 38. 이 가정의 영향은 단위가격이 크고 실제 사용이 단기간에 집중되어 있는 서비스(예: 의료서비스)의 경우 특히 중요하다. 이러한 상황에서 개인들이 순위를 바꾸도록 허용하지 않는 것은 순위 변동을 허용하는 접근방식과 비교해 정부 서비스의 평등화 영향을 증가시킬 것이다(Atkinson, 1980; Plotnick, 1981). 39. 십분위별 균등화 소득 값은 전체 인구에 대한 평균 가구 규모의 예측치를 기준으로 비균등화된 등 가물로 전환되었다. 40. 이러한 국가는 체코, 헝가리, 아이슬란드, 일본, 한국, 멕시코, 뉴질랜드, 노르웨이, 폴란드, 슬로바 키아, 스위스, 터키이다. 41. 단일 연도의 재학률은 캐나다, 일본, 룩셈부르크의 경우 일부 유형의 교육 기관 데이터가 존재하지 않 는다. 이들 국가는 18-25세와 26-29세 학생들의 분포는 미국의 해당 연령집단의 비율에 근거했다. 42. 교육에 동등한 접근성을 갖고 있다는 가정에 대해 그 결과의 민감도를 테스트하기 위해서, 대안적 시나리오(Marical et al., 2006에서 제시)는 빈곤층의 재학률이 부유층보다 낮다고 가정하고 있는데 이는 각국에 공통적으로 나타나는 자의적 불평등 계수에 근거한 것이다. 43. 예를 들어 덴마크와 미국의 오분위간 비율 차는 현금소득 기준의 3.8에서 의료 서비스를 고려한 이 후 2.6까지 감소했다. 44. Marical et al. (2006)에서는 소득 십분위별 재학률 예측값에 근거한 교육의 평등화 효과 예측값을 제시하고 있다. 이것은 각국의 연령별 재학률과 재학률의 불균형에 대한 공통계수를 근거로 한 것이 다(교육 수준에 대해 평균 재학률이 낮을 수록 가구소득별 재학률 차이는 더 커짐을 의미). 45. 그러므로 오분위간 비율은 미국의 경우 6.9에서 4.0으로, 멕시코는 12.6에서 8.8로, 터키는 9.3에 서 6.5로 감소한 반면 덴마크는 3.1에서 2.0으로 소폭 감소했다. 46. 오분위간 비율과 지니계수 결과를 비교해보면 몇몇 OECD 국가와 사회적 프로그램을 대상으로 개 별 데이터에 근거하고 있는 그림 9.5에서 설명한 내용과 상당히 근접한 양상을 볼 수 있다. 두 불 평등 측정값 모두 사회적 서비스에 대한 공공지출을 감안하면 감소한다. 오분위간 비율의 감소는 가 처분소득의 분배가 좀 더 불평등한 국가의 경우 감소폭이 컸으나 지니계수는 국가별로 대체로 비슷 했다. 248 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

251 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? 47. 가구에서 납부한 세금과 이들이 수령한 공적현금이전의 복합적인 효과와의 비교가 이루어졌다. 이는 지니계수에 대한 자료가 가처분 소득의 두 구성요소의 영향을 분리하도록 허용하지 않기 때문이다. 48. 공공 현물 서비스에 의한 효과와 비교해 가구세금과 공적현금이전의 평등화 효과가 크다는 것은 둘 다 분배적 프로파일과 크기에 차이가 있음을 반영한다(세 개 항목은 그림 9.7에서 다루고 있는 국 가들 가운데 가구 가처분 소득의 각각 29%, 20%, 27%를 차지한다). 참고문헌 Aaberge, R. and A. Langørgen (2006), Measuring the Benefits from Public Services: The Effects of Local Government Spending on the Distribution of Income in Norway, Review of Income and Wealth, Vol. 52, No. 1, March. Albouy, V., F. Bouton and N. Roth (2002), Les effets redistributifs de l éducation: les enseignements d une approche monétaire statique, Communication préparée pour le séminaire organisé par le CERC, la DPD et l INSEE, Paris. Albouy, V. and T. Wanecq (2003), Les inégalités sociales d accès aux grandes écoles, Économie et Statistique. No Antoninis, M. and P. Tsakloglou (2001), Who Benefits from Public Education in Greece? Evidence and Policy Implications, Education Economics, Vol. 9, No. 2. Atkinson, A.B. (1980), Horizontal Inequity and the Distribution of the Tax Burden, in H. Aaron and M. Boskin (eds.), The Economics of Taxation, Studies of Government Finances, The Brookings Institutions, University of Columbia Press. Atkinson, A.B. (2005), Measurement of Government Output and Productivity for the National Accounts, Atkinson Review: Final Report, Palgrave-MacMillan. ABS Australian Bureau of Statistics (2001), Government Benefits, Taxes and Household Income, Australia, , Catalogue No , Canberra. Brady, D. (2004), The Welfare State and Relative Poverty in Rich Western Democracies, , LIS Working Paper, No. 390, Luxembourg. Canberra Group (2001), Expert Goup on Household Income Statistics: Final Report and Recommendations, Ottawa. Caussat, L., S. Le Minez and D. Raynaud (2005), L assurance-maladie contribue-t-elle à redistribuer les revenus, Drees, Dossiers solidarité et santé, Études sur les dépenses de santé, La Documentation Francaise, Paris. Citro, C.F. and R.T. Michael (eds.) (1995), Measuring Poverty A New Approach, National Accademy Press, Washington DC. Cleveland, R.W. (2005), Alternative Income Estimates in the United States: 2003, Current Population Reports, US Census Bureau, June. CERC Conseil de l Emploi, des Revenus et de la Cohésion sociale (2003), Éducation et Redistribution, Rapport No. 3, Paris. Currie, J. and F. Gahvari (2007), Transfers in Cash and In Kind: Theory Meets the data, NBER Working Paper, No , National Bureau of Economic Analysis. De Navas-Walt, C., B.D. Proctor and C. Hill Lee (2006), Income Poverty, and Health Insurance Coverage in the United States: 2005, Consumer Population Report, US Census Bureau, August. Ditch, J., A. Lewis and S. Wilcox (2001), Social Housing, Tenure and Housing Allowance: An International Review, In-house Report No. 83, Department for Work and Pensions, University of York. Evandrou, M., J. Falkingham, J. Hills and J. Le Grand (1993), Welfare Benefits in Kind and Income Distribution, Fiscal Studies, Vol. 14, No. 1. Gardiner, K., J. Hills, V. Lechene and H. Sutherland (1995), The Effects of Differences in Housing and Health Care Systems on International Comparisons of Income Distribution, No. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 249

252 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? WSP/110, STICERD/CASE Publications. Garfinkel, I., L. Rainwater and T. Smeeding (2004), Welfare State Expenditures and the Redistribution of Well-being: Children, Elders, and Others in Comparative Perspective, Paper prepared for the APPAM (Association for Public Policy Analysis and Management) conference, 29 October, Atlanta. Goddard, M. and P. Smith (2001), Equity of Access to Health Care Services: Theory and Evidence from the UK, Social Science and Medicine, Vol. 53, No. 9, November. De Graeve, D. and T. Van Ourti (2003), The Distributional Impact of Health Financing in Europe: A Review, The World Economy, Vol. 26, No. 10, November. Harding, A., R. Lloyd and N. Warren (2004), The Distribution of Taxes and Government Benefits in Australia, Paper presented at the conference on the distributional effects of government spending and taxation, The Levy Economics Institute, October. Hernández-Quevado, C., A.M. Jones, A. López-Nicolás and N. Rice (2006), Socio-economic Inequalities in Health: A Comparative Longitudinal Analysis Using the European Community Household Panel, Social Science and Medecine, Vol. 63, No. 5, September. Hugounenq, R. (1998), Les consommations publiques et la redistribution : le cas de l éducation, Document de travail, Conseil de l emploi, des revenus et de la cohésion sociale (CERC), Paris. Humphries, K.H. and E. van Doorslaer (2000), Income-related Health Inequality in Canada, Social Science and Medicine, Vol. 50, No. 5, March. Jones, F. (2006), The effect of taxes and benefits on household income, , Office of National Statistics, London. Klavus, J. and U. Häkkinen (1998), Micro-level Analysis of Distributional Changes in Health Care Financing in Finland, Journal of Health Services Research and Policy, Vol. 3, No. 1, January. Lakin, C. (2004), The Effects of Taxes and Benefits on Household Income, , Economic Trends, Vol. 607, June. Machin, S. (2006), Social Disadvanatage and Educational Experiences, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, No. 32, OECD, Paris. Marical, F., M. Mira d Ercole, M. Vaalavuo and G. Verbist (2006), Publicly-provided Services and the Distribution of Resources, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, DELSA/ELSA/WD/SEM(2006)14, OECD, Paris. Mattila-Wiro, P. (2004), Changes in the Inequality of Income and the Value of Housework Time in Finland in , Paper prepared for the 28th conference of the IARIW (International Association for Research in Income and Wealth), August 2004, Cork. Merlis, M. (2002), Family Out-of-pocket Spending for Health Services: A Continuing Source of Financial Insecurity, CMWF (The Commonwealth Fund), New York. OECD (2005), Education at a Glance OECD Indicators, OECD, Paris. OECD (2006), Projecting OECD Health and Long-term Care Expenditures: What are the Main Drivers?, OECD Economic Department Working Paper, No. 477, OECD, Paris. Plotnick, R. (1981), A Measure of Horizontal Inequity, Review of Economics and Statistics, Vol. 63. Ruggles, P. and M. O Higgins (1981), The Distribution of Public Expenditures and Taxes among Households in the United States, Review of Income and Wealth, Vol. 27, No. 3, September. Saunders, P. and P. Siminski (2005), Home Ownership and Inequality: Imputed Rent and Income Distribution in Australia, SPRC Discussion Paper, No. 144, September, University of New South Wales. Sefton, T. (2002), Recent Changes in the Distribution of the Social Wage, CASE Paper No. 62, London School of Economics, London. Smeeding, T. (1977), The Antipoverty Effectiveness of In-kind Transfers, The Journal of Human Resources, Vol. 12, No. 3, Summer. Smeeding, T. (2002), Real Standards of Leaving and Public Support for Children: A Cross National Comparison, LIS Working Paper, No. 345, Luxembourg. 250 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

253 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 9. 공공서비스: 가구의 경제적 자원 분포를 어떻게 변화시킬까? Smeeding, T. and L. Rainwater (2002), Comparing Living Standards across Nations: Real Incomes at the Top, the Bottom, and the Middle, SPRC Discussion Paper, No. 120, December. Smeeding, T., S. Saunders, J. Coder, S. Jenkins, J. Fritzell, A. Hagenaars, R. Hauser and M. Wolfson (1993), Poverty, Inequality, and Family Living Standards Impact across Seven Nations: The Effect of Noncash Subsidies for Health, Education and Housing, Review of Income and Wealth, Vol. 39, No. 3, September. Steckmest, E. (1996), Noncash Benefits and Income Distribution, LIS Working Paper, No. 100, Luxembourg. Van Doorslaer, E., A. Wagstaff, H. Van Der Burgh, T. Christiansen, G. Citoni, R. Di Biase, U. Gerdtham, M. Gerfin, L. Gross, U. Häkkinen, J. John, P. Johnson, J. Klavus, C. Lachaud, J. Lauritsen, R. Leu, B. Nolan, J. Pereira, C. Propper, F. Puffer, L. Rochaix, M. Schellhorn, G. Sundberg and O. Winkelhake (1999), The Distributive Effect of Health Care Finance in Twelve OECD Countries, Journal of Health Economics, Vol. 18. Van Doorslaer, E. and C. Masseria (2004), Income-related Inequality in the Use of Medical Care in 21 OECD Countries, Towards High Performing Health Systems: Policy Studies, OECD, Paris. Verger, D. (2005), Bas revenus, consommation restreinte ou faible bien-être : les approches statistiques de la pauvreté à l épreuve des comparaisons internationales, Économie et Statistiques, Paris. Wagstaff, A., E. Van Doorslaer, H. Van Der Burgh, S. Calonge, T. Christiansen, G. Citoni, U. Gerdtham, M. Gerfin., L. Gross, U. Häkkinen, P. Johnson, J. John, J. Klavus, C. Lachaud, J. Lauritsen, R. Leu, B. Nolan, E. Perán, J. Pereira, C. Propper, F. Puffer, L. Rochaix, M. Rodríguez, M. Schellhorn, G. Sundberg and O. Winkelhake (1999), Equity in the Finance of Health Care: Some Further International Comparisons, Journal of Health Economics, Vol. 18, No. 3, June. Weinberg, D.H. (2006), Measuring Poverty in the United States, Paper prepared for the Statistics Canada-University of Toronto workshop on Low Income, Poverty and Deprivation, Ottawa, 5-6 June. Wolff, E. and A. Zacharias (2004), An Overall Assessment of the Distributional Consequences of Government Spending and Taxation in the US, 1989 and 2000, Preliminary version. Xu, K., D.B. Evans, K. Kawabata, R. Zeramdini, J. Klavus and C.J.L. Murray (2003), Understanding Household Catastrophic Health Expenditures: A Multi-country Analysis, in C.J.L. Murray and D.B. Evans (eds.), Health Systems Performance Assessment, World Health Organisation, Geneva. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 251

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255 제4절 제10장 가계자산은 어떻게 분배되어 있는가? 룩셈부르크 가계자산 연구 (LWS) * 자료 소득과 비교해 가계자산의 분배와 수준은 국가별로 차이가 크다. 이는 부분적으로는 자산의 정의와 그 분배를 요약하는데 사용되는 측정방법에 따라 달라진다. 여기서 다 룬 모든 국가에서 중위 빈곤층은 재무적 자산이 별로 없었지만 소득빈곤층으로 분류되는 이들 중 많은 수는 어느 정도의 자산을 가지고 있다. 가처분소득과 순 자산 은 개인별로 양(+)의 상관관계를 가지고 있으며 이러한 관계는 연령이나 교육 등 개 인적인 특성을 통제한 후에도 유지된다. * 이 장은 마커스 잔티 (아보 아카데미 대학), 에바 시어민스카(CEPS), 팀 스미딩 (시라큐스 대학)이 OECD를 위해 작성한 장문의 논문을 짧게 편집한 것이다. Jantti et al. (2008) 참조.

256 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 서론 자산은 가구의 경제적 자원의 핵심적인 측면이며 가계자산의 규모와 분배 연구는 오늘날 각광받고 있는 학문 분야이다. 그러나 실증적 분석에서는 이미 나와 있는 데이터의 상당한 제 약을 극복해야 한다는 문제가 있다. 자산과 부채에 관한 가구 설문조사는 전형적으로 상당한 표본추출 오류 문제를 안고 있는데 이는 심각한 비표본추출 오류 뿐 아니라 자산분배의 심한 비대칭 때문이다. 비교 분석에서 이러한 문제점들은 다양한 국가에서 사용된 방법 및 정의의 차이에 의해서 심각성이 더해지고 있다. 1 이러한 방법론적 특징 그리고 이와는 대조적으로, 현 재 나와 있는 가구소득에 관한 질 좋은 정보와 함께- 자산 불균형 측면의 국가 순서에 관한 지식은 현금소득의 경우보다 훨씬 더 불확실한 것이 되었다. 소득과 자산 분배의 분석(즉, 저 소득층 사람들이 낮은 수준의 가계자산을 보고하는지 여부)도 비슷한 문제점에 봉착해있다. 2 이러한 문제점들 및 유사 문제점들로 인해 여러 국가의 학자들과 연구원들이 힘을 합쳐 룩 셈부르크 가계자산 연구 Luxembourg Wealth Study, LWS를 시작했다. LWS는 가계자산에 관한 기존의 마이크로 데이터를 취합하여 일관성 있는 데이터베이스로 만드는 국제적인 프로젝트이다. 룩셈 부르크 소득연구 LIS의 경험을 바탕으로, LWS 데이터베이스의 존재가 가계의 순자산과 포트폴 리오 구성, 자산 분배에 관한 비교 연구에 박차를 가하게 하고 정의 및 방법론의 조화 프로세 스에 자극을 주도록 하는 것이 그 목적이다. 3 이 장에서는 전체 인구의 자산 보유와 그 분배, 그리고 확산과 액수 양쪽의 측면에서 가계 자산의 구성을 다루게 된다. 우선 가계자산에 관한 정보가 사회정책에 중요한 이유를 살펴보고 자산에 관한 정의를 바탕으로 자산보유와 불평등에 대한 측정값을 제시하도록 한다. 그리고 순 자산과 소득의 공동분배 에 초점을 맞추는데 이는 소득만으로 제공되는 수준을 넘어선 사 람들의 경제상황을 측정하기 위한 것이다. 이렇게 소득은 적으나 자산은 많은 인구층까지 포함 하여 전체적인 그림을 그려보는 것은 사회에서 가장 어려움을 겪고 있는 계층을 좀 더 정확하 게 대상으로 하고 빈곤과 불평등의 근본적인 원인에 영향을 미칠 수 있는 정책을 개발하는데 중요하다. 가계자산과 사회정책 자산과 소득의 공동분배는 여러 공공정책의 영향을 받는다. 이들의 연결 고리에는 여러 속 성이 있기 때문에 가구의 자산 보유에 영향을 미치는 정책을 요약하고자 하는 시도는 부분적 이고 특이할 수밖에 없다. 따지고 보면 가구의 인적자본과 그 소득, 그리고 다른 형태의 자본 보유간의 연결고리와, 거시경제적 변수와 재무적 자산에 대한 수익률 간의 연결 고리를 만드는 데에는 그것이 추측이건 입증에 의한 것이건 간에 대단한 노력이 들지 않는다. 이러한 두 경로 254 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

257 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 를 통해 정부의 경제 사회적 정책(광범위하게 정의된)의 모든 측면이 자산보유에 영향을 준다 고 볼 수 있다. 하지만 정책의 세 가지 주요 영역은 따로 언급할만한 가치가 있을 것으로 판단 되는데 이는 가계자산에 대한 더 나은 정보가 사회적 정책에 갖는 중요성 때문이다. 복지 프로그램에서의 자산과 자산조사. 많은 OECD 국가에서 소득과 자산을 둘 다 다루는 자산조사라는 것이 몇몇 사회적 프로그램에 대한 자격을 정의하고 있기는 하지만, 복지 프로 그램에 대한 대부분의 비교 연구는 소득 데이터만을 근거로 하고 있다. 소득과 자산의 공동 분배를 고려해보면 소득과 자산 조사가 상호보완적인지, 만일 그렇다면 서로를 어느 정도 보 완하고 있는지를 판단할 수 있다. 일반적으로 자산을 축적하기 위한 가구의 모든 결정에는 비오는 날에 대비한 사전 저축과 평생 동안의 재분배 요소가 둘 다 포함되어 있다. 사회 적 보호 체계는, 특히 실업과 신체적 장애에 대비하고 공적 연금저축을 통해 보험을 제공함 으로써 두 가지 목적을 모두 달성하려는 사람들에게 대안적 수단을 제시한다. 복지 지원금이 나 제공된 금액에 대한 자격 조건 여부가 한 가족이 보유하고 있는 유동자산 금액을 근거로 결정된다면, 각 가구에서는 자산을 유동화하거나 숨기려 하게 된다. 그러므로 보조금을 받는 조건으로 이러한 자산에 세금을 부과하거나 페널티를 주는 정책은 사람들로 하여금 스스로 를 보호하기 위해 개인적인 자산을 축적하지 않도록 만드는 결과를 낳는다. 예를 들어 미국 의 타깃 지원금 체계(SSI와 푸드 스탬프 등)는 유동자산이 2천 달러 미만이거나 4천5백 달 러 미만의 자동차를 소유한 경우에 자격을 주는데 긴급 상황을 대비한 저축을 한다든지 일 터로 이동하는데 필수적인 자동차의 보유를 막는 방향으로 사람들을 유도하는 결과를 낳고 있다. 유동자산의 한도가 비교적 높은 경우라도 (예: 호주 자산조사적 노령 정액 연금의 경 우 약 6만 호주달러) 잠재적 수혜자들은 과세되는 금융 자산보다는 비과세 자산(주택 소유 등)에 투자하게 된다. 실제로 정책의 아이러니 중 가장 극단적인 경우는 정부지원 저 축 정책이 저소득층 주민들로 하여금 자산을 축적하도록 유도하면서 동시에 이러한 자산 을 보유하고 있는 소득빈곤층에게는 자산 조사를 통해 불이익을 줄 때 가장 극명하게 드러 난다. 장기요양에 있어서 자산과 자산조사. 사회적 프로그램과 자산 분배는 병든 노인층의 장기요 양 자금지원에 있어서도 상호작용한다. 은퇴연령에 도달한 노인들, 특히 여성 노인들 중 대 략 10-15%가 일상생활에서 도움을 필요로 한다. 기대수명이 증가하면서 건강한 기대수명 도 같은 비율로 증가할 수 있는지 여부에 많은 관심이 모아지고 있지만 판단은 아직 내려지 지 않고 있다. 현재 알 수 있는 것은 가능하다 (Cutler, 2001과 Wolf, 2001 비교)는 것 뿐이며 노인층의 장애에 대한 많은 연구에서는 다양한 유형의 치매의 추세는 측정하지 않고 있다. 분명히, 장기요양의 공급이 보험을 통해 통합적으로 이루어지고 있다면(독일과 일본의 경우처럼) 개인이나 가족이 비용을 지불해야 하는 국가와 비교해서 굳이 자산을 축적해둘 필요는 적은 것 같다. 많은 국가에서 장기요양에 대한 공공지원은 복지시스템을 통해 이루어 지며 자산 조사의 대상이 된다. 장기요양 지원 구조에 대해서는 상당한 제도관련 정보가 나 와 있는 실정이다. 물론 실정을 가장 잘 설명해주는 지표는 어떤 형태를 띠어야 하는가에 대 해서는 알기가 쉽지 않다. 또한, 자산조사적 장기요양 보조금이 자산이전에 미치는 영향에 대해서는 아직 많은 연구가 이루어지지 않았다. 자산과 연금. 정보가 별로 나와 있지 않은 또 하나의 영역이 직장연금에서의 개인 자산 축 적 분야이다. 일반적으로 다용도 자산 설문조사에 나와 있는 최상의 정보는 현재시점의 경제 활동 인구의 비율로 구성되어 있다. 기업연금 프로그램 제공업체와 대기업에 대한 설문조사 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 255

258 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 가 현재 OECD와 EU 공동으로 실시되고 있는데 조사가 완료되면 공적연금제도 밖에서 어 떤 종류의 연금이 축적되고 있는지에 대해 이해를 좀 더 제고할 수 있게 될 것이다. 여기에서 이러한 사안들을 자세히 살펴보는 것은 불가능한 일일 것이다. 뿐만 아니라 연기 금 축적에 관한 정보는 현재 비교 가능한 형태로 나와 있는 게 없다. 그러나 연구 결과를 살펴 볼 때는 이러한 정책과의 잠재적 연결고리를 염두에 두는 것이 도움이 될 것이다. 기본적인 LWS 측정값과 방법론 LWS 설문들은 목적과 표본추출 프레임에 따라 서로 다르다(자세한 내용은 Sierminska, 2005 참조). 몇몇 설문은 자산 데이터를 수집하려는 구체적인 목적으로 설계되었다(캐나다, 이탈리아의 경우. 미국의 소비자 금융 설문 (US-SCF)의 경우). 어떤 설문은 다른 영역을 다 루고 있으며 특별한 자산 모듈로 보완되어 있다(독일의 경우. 미국의 소득 역동성에 관한 패널 설문 US-PSID). 어떤 설문들은 부유층의 표본을 많이 추출하여 분배의 상위층에 관한 데이터를 자세히 제공하고 있지만(캐나다, 독일, 미국의 SCF) 무응답률이 높다는 단점이 있다. 뿐만 아 니라 모든 설문에서 표본을 고르게 과도 추출하는 것도 아니어서 US-SCF만 유일하게 세무당 국 기록 표본 목록과 자산이 많은 이들을 표본으로 풍부하게 제시하고 있다. 일부 설문에서는 다양한 유형의 자산에 대해 상세한 질문을 던지고 있는 반면 일부 설문은 자산에 대해 대략적 인 몇 가지 질문만을 던지고 있지만 높은 응답률을 기록하고 있다(예: US-PSID). 4 마지막으 로 독일(LWS에 포함된 국가들 중에서 유일하게)은 하한기준설정 방식(개별 가치가 2천5백 유로를 초과하는 경우 금융자산, 내구재, 수집품 collectibles, 비 주택부채) 이라는 특별 케이스를 적용하고 있다. 비교성을 높이기 위해 이 장에서 사용한 데이터 대부분은 다른 국가의 기록에 도 동일한 하한기준 설정방식을 적용하였다. 정의 역시 설문마다 다르다. 일반적으로 분석의 단위는 가구이다. 그러나 독일의 경우는 개인, 캐나다는 핵가족(즉, 독신 인 성인 또는 부부+독립하지 않은 자녀들)이 단위로 사용되었다. 가구는 동일한 거주지에 함께 살고 있는 모든 사람들을 포함하는 것으로 정의되었으나 이탈리아, 스웨덴, 미국의 경 우는 비용을 공유하는 것까지 추가적인 요건으로 포함되었다. 그러므로 자산보유의 인구학적 차이는 분석의 단위에 있어서의 차이와 인구 구조의 진정한 차이 양쪽을 모두 반영하고 있다고 봐야 한다. 가구주는 대부분의 설문조사에서 주된 소득을 벌어오는 사람으로 정의하고 있으나 독일과 이탈리아의 경우 가정 경제에 대해 가장 많이 알고 있고 가장 큰 책임을 맡고 있는 사람이 다. 미국은 유일하게 남녀로 이루어진 부부 중 남성으로 가구주를 정의하고 있다. 기록된 자산 변수의 수와 정의 역시 설문조사마다 상당한 차이를 보이는데 영국의 7개부터 이탈리아와 US-SCF의 30개 이상까지 분포한다. 5 이러한 차이와 다양한 설문에 포함된 문항 의 구체성의 차이 때문에 비교 가능한 자산 데이터의 구성은 쉽지 않은 작업이다. LWS에서는 데이터베이스에 포함할 이상적인 변수들을 정의하는 방식으로 이 문제에 접근했다. 우선 자산 의 구성요소를 일반적으로 분류하는 것부터 시작하는데 총계와 소계는 데이터를 모두 더함으 로써 구한다. 그리고 나서 이를 인구학적 특성(건강상태 포함)과 소득, 그리고 소비 데이터와 통합하고 거기에 가계자산연구와 특별히 유관한 변수들의 집단을 더한다. 이러한 변수들은 실 256 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

259 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 현된 일괄 소득(예: 자본이익, 상속 및 증여)과, 저축의 동기라든지 미래에 발생할 사건(예: 유 산상속 등)에 대한 인식, 위험에 대한 태도 등등 행위적 변수를 포함한다. 그리고 나서 이 이상적인 목록을 다듬어 이것이 LWS 설문에 실제로 나와 있는 자료들과 교차될 수 있도록 만든다. 이렇게 해서 나온 것이 부록의 표 10.A1.2에 나와 있는 매트릭스이 다. 이 매트릭스는 원래의 출처를 변형하여 조화로운 데이터베이스로 만드는 것이 얼마나 어려 운 작업인지를 보여주고 있다. 자산 항목의 범위와 총합은 설문조사 별로 큰 차이를 보이기 때 문이다. 수용할만한 정도의 비교성은 금융 자산의 주요 카테고리 네 개에서만 구현되었는데 i) 예금계좌 ii) 채권 iii) 주식 iv) 뮤추얼 펀드(독일의 경우 당좌예금에 대한 정보를 기록하지 않 으므로 부분적으로 예외 존재)가 그것이다. 나머지 금융 구성요소들은 일부 국가의 경우에만 나와 있다. 비 금융 자산의 경우 가장 비교가 용이한 분야는 주 거주지와 투자 부동산인 반면 비즈니스 자산 데이터의 경우 각 국가의 하위부문에 대한 자료만 나와 있다. 부채는 모든 설문 에 나타나있으나 얼마나 상세한가는 설문마다 차이가 있다. 이 매트릭스에 최소 공통분모 기준 을 적용하면 다음의 네 가지 LWS 총액이 정의된다. 금융자산. 거래 및 저축성 계좌, 양도성 예금증서 CD, 채권, 주식, 뮤추얼 및 투자펀드, 생명보 험, 연금자산, 기타 금융자산을 포함. 비금융 자산. 주 거주지, 부동산 투자, 비즈니스 자산, 자동차, 내구재와 수집품, 기타 비금 융성 자산. 부채. 주택담보부채 즉, 주 거주지 모기지의 합계와 기타 부동산 모기지, 기타 주택담보 부 채(대출한도 포함), 자동차 대출, 할부 부채(신용카드 대출포함), 학자금 대출, 금융기관으로 부터의 기타 대출, 비공식적 부채 포함. 순자산. 즉, 금융 및 비금융 자산의 합에서 부채를 뺀 금액. 이러한 LWS 데이터를 갖추었다 해도 여전히 완벽한 비교성을 갖추기에는 한참 부족한데 그 이유는 저변에 깔린 정의와 방법이 설문조사마다 다양하기 때문이다. 뿐만 아니라 이러한 데이터들은 연금자산처럼 중요한 자산 구성요소를 포착하지 못하고 있다. 이러한 구성요소들의 중요성이 국가마다 다르기 때문에 국가별 비교는 이렇게 빠진 부분들을 반영할 수 밖에 없다. 가계순자산의 LWS 정의를 국가 계정 정의와 비교함으로써 빠진 부분의 규모가 얼마나 되는지 나타낸다. LWS 데이터베이스는, 국가계정 개념에는 포함되지만 LWS 정의에는 빠져있는 변수 들을 포함한다. 이는 사용자들로 하여금 부록의 표 10.A1.3에 나타난 다섯개 국가에서 보이는 바와 같이 서로 다른 정의에 대해 조화시키도록 만든다. 표 10.A1.3의 첫번째 메시지는 이렇 다. 일단 빠진 항목들이 순자산에 다시 포함되면 LWS 데이터는 국가계정에서 발표된 자료들 과 상당히 비슷해진다. 한편으로는 이렇게 빠진 부분들의 가중치는 유의미하고 국가별로 차이 가 큰데 북미의 2개국에서는 2분의 1정도이며 유럽의 3개국에서는 4분의1에 못 미치는 정도 이다. 이것은 현재의 국가별 비교성이라는 큰 비용에 대한 유익한 경고이다. 즉, 사전에 자산조 사의 표준화가 더 많이 이루어질 때까지는 비교성이라는 것이 국가 자산의 불완전한 모습이라 는 대가를 치르면서 달성될 수 밖에 없다는 것이다. 이 장에서 자산과 소득의 공동 분배에 관 해 설명한 부분에서는 비즈니스 자산을 포함한 순자산이라는 광범위한 정의를 사용하겠지 만 이로 인해 분석 대상 국가는 줄어들게 된다. 다음 섹션에서는 자산 배분의 기본적인 양상을 설명하고 있는데 여기에서는 덜 광범위하지만 좀 더 많은 국가를 포괄할 수 있는 정의를 사용 하기로 한다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 257

260 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 비교성은 위에서 설명한 정의 문제 외에도 다른 방법론적 차이에 의해서도 영향을 받는다. 첫째, 자산과 부채가 기록되는 방식(즉, 점수로 표시하느냐, 범위로 표시하느냐, 둘다이냐)과 회계기간에도 차이가 있다(부록의 표 10.A1.1). 둘째, 자산과 부채를 평가하기 위해 사용된 기준은 설문조사별로 다를 수 있다(Atkinson and Harrison, 1978). 마지막으로, 전가 절차와 무응답 패턴에 있어서도 설문조사별로 차이가 있다. 6 부록의 표 10.A1.4는 가구부문의 국가 데이터와 비교하여 LWS 데이터베이스에 포함된 정보의 종합적인 평가를 제공하고 있다. 이를 통해 알 수 있는 것은 자산 변수를 표준화하는데 상당한 노력이 투입되었음에도 불구하고 정 의와 평가 기준, 설문조사의 품질 등 조정될 수 없는 분야에 중요한 차이점들이 남아있다는 점 이다. 뿐만 아니라 LWS 기준 수치가 총계 데이터와 매치되는 정도 역시 설문조사별로 다양하 게 나타난다. 다음 섹션에서 제시하는 결과를 볼 때 이러한 내용을 명심해야 할 것이다. 7 가계자산 분배의 기본적인 패턴 8 이 섹션은 LWS에 포함된 모든 OECD 국가의 자산보유 및 참여에 관한 일부 자료를 제시 하고 있다. 여기에서는 자산과 부채 참여, 포트폴리오 구성, 전체 LWS 데이터세트의 순자산 분배를 특히 가장의 연령과 연계하여 제시하고 있으며 자산 집중 양상을 국가별로 비교하여 보여주고 있다. 여기에서 사용된 자산의 정의에는(LWS 명명법의 순자산 1 ) 비즈니스 자 산은 빠져 있다. 이는 아홉 개 데이터세트에 기반하고 있는 여덟 개 OECD 국가를 포괄할 수 있게 한다. 설문조사의 특징에 관한 좀 더 상세한 내용은 부록 10.A1을 참조한다. 표 가구자산 참여율 단위: 퍼센트 캐나다 핀란드 독일 1 이탈리아 노르웨이 스웨덴 영국 미국 미국 자산 변수 SFS 1999 HWS 1998 SOEP 2002 SHIW 2002 IDS 2002 HINK 2002 BHPS 2002 PSID 2001 SCF 2001 모든 자산은 기록된 대로 표시 비금융자산 주 거주지 투자부동산 금융자산 예금계좌 채권 주식 뮤추얼펀드 부채 종류 주택담보 자산과 부채는 2천5백유로를 초과할 때만 기록 비금융자산 금융자산 총 부채 주: 비즈니스 자산을 제외한 가계자산의 정의에 기반한 표. 데이터는 가구 가중치 기준. 1. 대부분의 금융자산과 비주택 부채는 2천5백유로를 초과하는 값에 대해서만 기록. 출처: LWS 데이터베이스. StatLink 자산과 부채 보유 및 포트폴리오 구성 표 10.1은 거의 모든 LWS 국가에서 전체 가구의 80% 이상이 어떤 종류이건 금융 자산을 258 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

261 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 보유하고 있음을 보여준다. 대부분의 국가에서 예금계좌가 가장 흔한 보유 금융자산으로 나타 났다. 주식은 핀란드와 스웨덴에서 특히 널리 퍼져 있었고 스웨덴과 노르웨이는 뮤추얼 펀드가 가장 많이 확산되어 있었다. 미국은 SCF에 다르면 주식과 채권, 뮤추얼 펀드를 보유하고 있는 인구가 각각 전체 인구의 5분의 1 정도였다. 독일과 스웨덴을 제외하고 전체 가구의 60% 이 상이 자신의 주 거주지를 소유하고 있고 이탈리아와 영국, 미국(SCF)은 그 비율이 70%에 약 간 못 미쳤다. 주택을 두 채 소유하고 있는 경우는 핀란드와 노르웨이에서 가장 많이 나타났 다. 부채 소유 비율은 국가별로 차이가 상당했다. 이탈리아는 가구의 22%, 노르웨이는 80%였 고 주택담보부채만 따진다면 이탈리아의 10%부터 미국의 46%까지 분포되어 있다. 위에서 언급한대로 대부분의 금융 자산과 비 주택 부채는 독일의 경우 부채 금액이 2천5백 유로를 초과할 때만 기록되었다. 표 10.1의 맨 아래 패널의 데이터는 국가별 비교를 위해 독 일의 하한기준 설정 방식을 다른 국가의 데이터에도 적용하여 얻은 값이다. 이 기준으로 금융 자산을 보유한 가구의 비율은 캐나다, 핀란드, 독일이 비슷하고 이탈리아와 노르웨이는 20퍼센 트 포인트 높으며 두 앵글로색슨 국가는 그 중간이었다. 표의 맨 윗 패널과 맨 아래 패널을 비 교해보면 캐나다와 핀란드 가구 중 상당 비율은 매우 적은 금융자산만을 보유하고 있음을 알 수 있다. 표 10.2는 포트폴리오 구성에 있어 국가별로 큰 차이가 있음을 보여주고 있다. 9 미국은 금 융자산을 가장 선호하는 것으로 나타났다. 총 자산의 약 35%가 금융자산이었고 그 중 3분의 2 이상은 주식과 뮤추얼 펀드 등 위험도가 높은 상품에 투자되어 있다. 스웨덴과 캐나다가 그 뒤를 각각 28%와 22%의 비율로 다르고 있다. 핀란드와 이탈리아는 금융 자산이 총 자산 중 15-16%에 불과했다. 주 거주지는 미국을 제외한 모든 국가에서 총자산 가치의 60% 이상을 차지하고 있었는데 미국의 경우는 50%에 약간 못 미치는 비율이었다. 총 자산 대비 부채율은 이탈리아의 4%부터 스웨덴의 35%까지 분포하고 있었다. LWS 데이터베이스에 기록된 가구 포트폴리오 구성을 총계 데이터에서 나온 구성과 비교하는 것은 앞으로 이루어질 연구의 중요 한 주제가 될 것이다. 표 가구 포트폴리오 구성 총 자산 중 비율 자산변수 캐나다 핀란드 독일 1 이탈리아 노르웨이 2 스웨덴 영국 미국 미국 SFS 1999 HWS 1998 SOEP 2002 SHIW 2002 IDS 2002 HINK 2002 BHPS 2000 PSID 2001 SCF 2001 비금융자산 주 거주지 부동산 금융자산 예금계좌 채권 주식 뮤추얼펀드 총자산 부채 종류 주택담보 부채 순자산 StatLink 주: 비즈니스 자산을 제외한 가계자산의 정의에 기반한 표. 데이터는 가구 가중치 기준. 비율은 평균 비율로 계산. 반올림 때문에 올라가지 않은 데이터도 존재할 수 있음. 1. 금융 자산과 비주택 부채의 대부분은 가치가 2천5백 유로를 초과하는 경우에만 기록. 2. 보고되지 않은 수치의 경우는 부동산은 과세기준으로 부채는 시장가격으로 평가하면 일관성이 크게 저해되기 때문. (실제로 대 부분의 가구는 마이너스 순자산 보유). 출처: LWS 데이터베이스. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 259

262 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 그림 가장의 연령별 중위자산 보유 2002 미 달러 기준 캐나다 핀란드 이탈리아 미국 스웨덴 영국 독일 순자산 25세 미만 세 초과 금융자산 25세 미만 세 초과 부채 25세 미만 세 초과 StatLink 주: 비즈니스 자산을 제외한 가계자산의 정의에 기반한 표. 데이터는 가구 가중치 기준. 독일의 경우 대부분의 금융자산과 비주택 부채는 2천5백유로를 넘는 경우에만 기록. 출처: LWS 데이터베이스 260 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

263 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 가장의 연령별 자산분배 그림 10.1은 금융자산과 주 거주지, 부채와 플러스 순자산의 가장 연령별 중위 자산보유 프로파일이다. 10 이 프로파일을 보면 대부분의 국가에서 혹 모양의 패턴이 나타난다는 것을 알 수 있는데 물론 혹모양이 나타나는 순자산의 수준이 국가별로 다르기는 하다. 청년층이 소유한 것이 제일 적고 중년층이 가장 많이 가졌으며 노년층은 중년층보다는 적지만 청년층보다는 많 이 가졌다. 가장 부유한 청년층은 이탈리아에 있지만 이들이 전체 인구 중 차지하는 비율은 작 은데 이는 충분한 자산을 가진 이들만 부모의 집을 떠나 독립하는 현상을 반영한다. 미국과 캐 나다, 영국과 이탈리아의 경우도 가장의 나이가 많은 가구들이 여유가 있다. 금융자산의 패턴 은 50세 이상의 경우 상당히 다양하게 나타난다. 모든 국가에서 청년층은 부채가 별로 없고 35-44세가 가장 많은 부채를 갖고 있다. 예상대로 노년층은 부채비율이 낮다. 실제로 모든 국 가에서 노년층의 절반 이상이 부채가 전혀 없는 상태이다. 독일과 이탈리아의 경우 전체 가구 의 절반 이상이 전 연령층에서 부채가 전무했다. 11 순자산과 자산 불균형 수준별 국가 순위 그림 10.2는 가장 포괄적인 LWS 자산 버전을 기준으로 하고 있으며 데이터는 OECD에서 측정한 소비자가격지수와 구매력평가지수 기준으로 2002 미 달러로 표현되어 있다. 추정치를 보면 국가순위는 순자산과 가구가처분 소득 간에 차이가 있으며 자산 분배의 어떤 중앙값이 선택되었는지 (평균인지 중위인지)에 따라서 달라진다. 평균가구 가처분 소득과 중위 가구가처 분 소득 기준 모두 미국이 가장 부유한 국가였으며 그 뒤를 캐나다와 영국, 그리고 독일과 스 웨덴, 그리고 마지막으로 핀란드와 이탈리아가 따랐다. 국가 순위는 가계 순자산을 기준으로 하면 크게 달라진다. 평균 순자산 측면에서는 미국과 이탈리아가 가장 부유한 국가이며 스웨덴 과 핀란드가 가장 빈곤한 국가이다. 중위 순자산으로 기준을 옮기면 미국은 중간으로 떨어지고 핀란드와 영국이 미국을 추월한다. 이탈리아와 영국은 가장 높은 중위 순자산을 기록하고 있는 데 다른 국가의 거의 두 배에 달한다. LWS 데이터베이스는 또한 부의 집중의 국가간 차이에 대해서도 새롭게 조명하고 있다. 정 의의 차이를 설명하기 위해 재분류된 마이크로 데이터를 기준으로 부의 분배를 국가간에 비교 하는 시도는 거의 이루어지지 않았다. Kessler And Wolff (1991), Klevmarken et al. (2003), Faiella and Neri (2004)는 양자 비교를 수행한 몇 안되는 연구에 해당하며 LWS 프로젝트는 이러한 비교를 2개국 이상의 범위로 확대한 최초의 시도라고 할 수 있다. 표 10.3 은 7개국의 순자산 분배 통계를 보여주고 있다. 위에서 이미 언급했던 경고를 명심하는 것이 좋을 것 같다. 특히 독일 설문조사에서 실시되었던 하한선 설정방식은 측정된 불균형을 부풀릴 가능성이 있다. 여기에서는 몇 가지 패턴을 찾아볼 수 있다. 스웨덴은 가계순자산에 있어서 가장 높은 지니 지수를 기록하고 있다. 미국과 독일, 캐나다 가 그 뒤를 다르고 있다. 핀란드와 영국, 이탈리아는 순자산의 분배가 비교적 평등한 편이 다. 회계 측면에서 스웨덴의 매우 높은 자산불균형은 부분적으로는 순자산이 없거나 마이너스인 스웨덴 가구의 비율이 매우 높다는 사실에서 기인한다(독일을 제외한 다른 국가에서는 각각 최대 32%와 23%. 독일의 경우 하한선 설정 방식 때문에 데이터가 부풀려져 있음). Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 261

264 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 그림 평균/중위 순자산과 소득에 의한 LWS 국가 순위 2002년 미 달러 평균 가계순자산 (왼쪽 스케일) 평균 가구가처분소득(오른쪽 스케일) 평균 가계 순자산 및 가처분소득 핀 란 드 이 탈 리 아 스 웨 덴 독 일 캐 나 다 영 국 미 국 -SCF 미 국 -PSID 평균 가계 순자산 (왼쪽 스케일) 평균 가구 가처분소득(오른쪽 스케일) 중위 가계순자산(왼쪽 스케일) 핀 란 드 이 탈 리 아 스 웨 덴 독 일 캐 나 다 영 국 미 국 -SCF 미 국 -PSID StatLink 주: 국가는 왼쪽에서 오른쪽으로 평균 가구 가처분소득의 오름차순으로 배열되었다. 가구자산은 비즈니스 자산을 제외한 정의를 기 준으로 했다. 데이터는 가구 가중치를 기준으로 한다. 값은 구매력평가지수와 소비자가격지수를 기준으로 2002 미 달러로 표 시했다. 출처: LWS 데이터베이스. 인구 중 최상위층에서 보유하고 있는 순자산 비율을 고려하면 미국이 다시 1위로 올라서게 된다. SCF에 따르면 미국 가구 중 최상위 1%가 전체 자산의 33%를 소유하고 있으며 PSID에 따르면 25%가 된다. 그리고 그 다음 4%가 25%를 소유하고 있다. 12 이러한 비율은 스웨덴을 포함해 다른 모든 국가와 비교했을 때 훨씬 높은 비율이다. 자산을 정의할 때 사용하는 범위나 측정방법의 차이가 이러한 결과에 어느 정도 영향을 미 치는지를 이해하는 것은 향후 LWS 연구에 중요한 문제이다. 예를 들어 연금권을 자산에 포함 262 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

265 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 시키면 스웨덴의 경우 중요성이 훨씬 커지는데, 이 경우 스웨덴은 표 10.3에 나타나 있는 것 보다 훨씬 더 많은 평등성을 가진 것으로 나타나게 되기 때문이다. 13 통계치 표 가계순자산의 분포 1 퍼센트 캐나다 핀란드 독일2 이탈리아 노르웨이3 스웨덴 영국 미국 미국 SFS 1999 HWS 1998 SOEP 2002 SHIW 2002 IDS 2002 HINK 2002 BHPS 2000 PSID 2001 SCF 2001 개인의 비율 (%) 플러스 순자산 순자산 전무 마이너스 순자산 총자산 비율 (%) 상위 10% 상위 5% 상위 1% 자산 불균형 지니지수 주: 가구자산은 비즈니스 자산을 제외한 정의를 기준으로 했다. 데이터는 가구 가중치를 기준으로 한다. 1. 수치가 보고되지 않은 것은 순자산 가치의 60%가 넘는 것은 빠져 있기 때문이다. 2. 대부분의 금융자산과 비주택 부채는 2천5백 유로를 초과하는 경우에만 기록되었다. StatLink 3. 수치가 보고되지 않은 것은 부동산은 과세기준으로, 부채는 시장가격으로 평가되면 심각한 비일관성이 발생하기 때문이다(실제 로 전체 가구 중 과반수는 보유 순자산이 마이너스이다). 출처: LWS 데이터베이스. 소득과 자산불균형의 공동 패턴 14 소득과 자산의 공동 분배가 관심을 끄는 데는 여러 가지 이유가 있다. 첫째, 소득과 자산은 개인과 가구가 소비를 할 수 있게 하는 자금이 된다. 둘째, 많은 정책적 상황에서, 예컨대 노인 지원 정책에서, 어떤 사람들은 소득은 낮지만 소비를 뒷받침할만한 자산은 보유하고 있는 경우 가 있다. 셋째, 자산조사가 지원금 자격여부와 수령에 미치는 영향을 평가하려면 잠재적 수혜 자들의 소득과 자산보유상태 양쪽을 살펴봐야 하는 경우가 많다. 좀 더 일반적으로는, 소득과 자산 간의 상관관계가 클수록 소득이나 자산으로 인한 잠재적 소비의 영속적인 불균형 정 도는 더 심해진다. 소득과 자산의 공동 분배를 정확하게 탐구하려면 특별히 선정된 데이터셋과 편집 절차가 필요하다. 이 섹션에서는 다섯 개 국가와 여섯 개 데이터셋에 집중하기로 한다(SCF 과잉표본 때문에 미국의 경우 두 개의 데이터셋 사용). 여기서 분석된 다섯 개 국가에 대한 소득과 자산 의 정의는 다음과 같다. 소득은 가구가처분소득을 가구 사이즈 균등화 스케일(e=0.5)의 제곱근으로 조정한 것이다. LWS에서 사용한 소득 정의는 LIS와 매우 유사하지만 좀 더 통합적인 종류이다. 소득이 중 위소득의 절반에 미치지 못하는 사람들은 소득빈곤층으로 분류했으며 동일한 균등화 스케일 을 사용했다. 자산은 기타 비금융자산 내에 비즈니스 자산을 포함하는 정의를 사용했다( LWS 명명법의 순자산 2 ). 소득과 자산 양쪽에 동일한 균등화 스케일(e=0.5)을 사용했다. 실제로는, 균등화 스케일의 선택은 결과에 별 영향을 주지 않는다(Sierminska et al., 2006b). Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 263

266 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 순자산에 대한 이러한 정의가 의미하는 바는, 비즈니스 자산을 배제하는 경우와 비교했을 때 다뤄지는 국가수가 적다는 것이다(즉, 부록의 표 10.A1.2의 다섯 개 국가와 여섯 개 데이 터셋). 15 국가 데이터는 OECD에서 2002년에 발간된 개인 소비를 위한 구매력평가지수를 사 용해 미 달러로 환산한다. 여기에서는 개인소비를 위한 국가 가격 수정인자 National price deflators가 2002년 가격의 국가적 통화를 표현하기 위해 사용되었다. 모든 사람들과 소득빈곤층의 자산보유현황 표 10.4는 다양한 종류의 플러스 자산을 보고한 사람들의 비율과(왼쪽 패널) 모든 사람들 과 소득빈곤층의 다양한 자산 총액(순자산, 금융자산, 비금융자산, 부채, 오른쪽 패널)의 가치 를 보여주고 있다. 16 빈곤가정을 포함해 전체 가정의 과반수가 양(+)의 순자산을 보유하고 있 다. 소득빈곤층의 평균 순자산은 플러스이지만 전체 인구 평균보다는 훨씬 낮다. 소득빈곤층의 보유 금융자산도 낮은데 평균 8,812 달러(미화) 미만이며 US SCF의 경우는 예외로 금융자산 의 가치가 26,678달러이다(Outlier의 수가 작기 때문. 하기 참조). 소득빈곤층의 30%에서 60%는 비금융자산(주택이나 영업소)을 보유하고 있지만 그 가치는 평균적으로 2만5천-5만 달러이다. 세 개 국가(캐나다, 독일, 스웨덴)에서는 빈곤층의 평균 부채가 그들이 보유한 금융 자산을 초과하며 이탈리아에서는 2천 달러 미만이다. 미국의 두 개 데이터셋에 따르면 빈곤층 의 부채가 상당하다. 표 플러스 순자산과 평균 자산 및 부채 보유 비율, 전체 인구와 소득빈곤층 순자산 금융자산 2002 미국 구매력평가지수 조정, 단위: 미 달러 비금융 자산 부채 순자산 금융자산 비금융 자산 A. 플러스 액수의 비율 B. 평균 액수 캐나다 캐나다 전체인구 전체인구 59,557 13,574 63,716 17,733 소득빈곤층 소득빈곤층 23,737 4,610 26,585 7,458 독일 독일 전체인구 전체인구 83,063 10,870 92,206 20,013 소득빈곤층 소득빈곤층 31,174 2,229 35,203 6,257 이탈리아 이탈리아 전체인구 전체인구 112,506 14, ,719 2,879 소득빈곤층 소득빈곤층 51,947 1,972 51,634 1,659 스웨덴 스웨덴 전체인구 전체인구 43,000 15,808 48,761 21,569 소득빈곤층 소득빈곤층 20,863 8,801 25,383 13,321 미국(PSID) 미국(PSID) 전체인구 전체인구 104,075 36,249 94,027 26,200 소득빈곤층 소득빈곤층 21,784 8,238 20,956 7,410 미국(SCF) 미국(SCF) 전체인구 전체인구 120,553 42, ,180 30,685 소득빈곤층 소득빈곤층 75,452 26,678 59,359 10,585 주: 표는 비즈니스 자산을 포함하는 가구 자산 정의를 기준으로 함. 출처: 룩셈부르크 자산 연구 (LWS) 부채 StatLink Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

267 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 표 여러 분배계층의 자산과 부채, 전체 인구와 소득빈곤층 순자산 금융자산 2002 미국 구매력평가지수 조정, 단위: 미 달러 비금융 자산 부채 순자산 금융자산 비금융 자산 A. 90번째 백분위수 B. 중위층 캐나다 캐나다 전체인구 139,613 24, ,209 48,711 전체인구 20,866 1,214 40,230 6,940 소득빈곤층 75,521 6,132 78,850 22,662 소득빈곤층 독일 독일 전체인구 196,282 26, ,067 58,943 전체인구 20,610-24,136 - 소득빈곤층 93,722 6, ,011 17,984 소득빈곤층 이탈리아 이탈리아 전체인구 252,736 29, ,927 7,203 전체인구 64,934 3,924 61,031 - 소득빈곤층 125,360 4, ,776 2,113 소득빈곤층 19,718-19,701 - 스웨덴 스웨덴 전체인구 121,202 37, ,261 51,411 전체인구 15,325 3,493 27,384 11,374 소득빈곤층 79,928 27,093 78,570 31,625 소득빈곤층 ,451 미국(PSID) 미국(PSID) 전체인구 218,016 60, ,899 71,097 전체인구 20,657 1,877 43,790 10,871 소득빈곤층 47,800 3,886 59,030 22,310 소득빈곤층 미국(SCF) 미국(SCF) 전체인구 249,347 72, ,260 73,698 전체인구 21,735 2,609 44,086 13,602 소득빈곤층 76,175 8,440 81,529 26,455 소득빈곤층 주: 표는 비즈니스 자산을 포함하는 가구 자산 정의를 기준으로 함. 출처: 룩셈부르크 자산 연구 (LWS) 부채 StatLink 표 10.5는 전체 인구와 소득빈곤층으로 분류된 이들의 순자산, 자산, 부채의 분산을 보여주 고 있다. 이 분산의 측정값은 분포의 상위층(90번째 백분위수)과 중위의 다양한 자산 총계의 가치를 비교함으로써 산출된다. 왜곡은 모든 경우에 나타난다. 왼쪽 패널에 따르면 스웨덴을 제외한 모든 국가에서 소득빈곤층의 89%(90번째 백분위수 미만의 사람들)는 미화 8,440달러 미만의 금융자산을 보유하고 있다(스웨덴은 90번째 백분위수가 2만7천 달러 보유). 소득빈곤 층의 중위 금융 자산은 모든 국가에서 미화 5백 달러 미만이다. 소득빈곤층 중 90번째 백분위 수의 순자산은 대부분의 국가에서 비교적 높았으나(미화 4만7천 달러부터 12만5천 달러) 대 부분이 비금융 자산의 형태(주택 또는 가게 소유)였다. 반면에 중위 빈곤층의 순자산은 낮은데 이탈리아를 제외하고는 121달러 미만이다(이탈리아는 그 값이 모두 주택의 형태임). 중위 빈 곤층의 경우, 보고된 부채 규모는 독일과 이탈리아, 그리고 미국-PSID 표본의 경우 0이다. 그 외 모든 국가에서는 부채의 가치가 금융자산과 순자산 가치를 초과한다(패널 B). 표 10.6은 전체 인구와 소득빈곤층의 자산 불균형을 보여주는 일종의 기본적인 지표를 제 시하고 있다. 여기에서는 몇 가지 패턴이 나타난다. 첫째, 가계 순자산의 지니계수는 매우 높다 (가구소득의 지니계수보다 훨씬 높다). 둘째, 자산의 불균형은 전체 인구 대비 빈곤층에서 훨 씬 높게 나타난다. 그리고 모든 국가에서 그 규모의 순서대로 나타난다. 마지막으로 미국의 경 우 순자산과 금융자산의 지니계수는 다른 국가보다 높은데 빈곤층과 전체인구 모두 마찬가지 이다. 비금융자산과 부채는 각국이 비교적 비슷했다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 265

268 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 표 가계 순자산 지니계수, 전체 인구와 소득빈곤층 지니계수 순자산 금융자산 비금융자산 부채 캐나다 전체인구 소득빈곤층 독일 전체인구 소득빈곤층 이탈리아 전체인구 소득빈곤층 스웨덴 전체인구 소득빈곤층 미국(PSID) 전체인구 소득빈곤층 미국(SCF) 전체인구 소득빈곤층 주: 표는 비즈니스 자산을 포함하는 가구 자산 정의를 기준으로 함. 출처: 룩셈부르크 자산 연구 (LWS) StatLink 순자산과 가처분소득의 공동분포에 관한 증거 소득빈곤을 넘어서서 소득과 자산의 전체 분배를 고려하게 되면 분배 최상위층의 비교성 문제가 중요해진다. 이미 언급했듯이 미국-SCF는 더 많은 자산을 포착하는 데이터셋이며 세 계 최고의 자산 설문조사로 명성을 날리고 있다. 너무 좋은 설문에 맞춰 조정하기 위해 이 섹션에서는 다른 데이터셋이 아니라 US SCF 기록의 상위 1%를 위한 데이터 다듬기에 의존 하도록 한다. 17 소득과 자산(순자산)보유의 기본적인 패턴은 그림 10.3에 나와 있다. 데이터는 소득과 자 산 양쪽의 4 x 4 그림에 맞춘 사분위 분류 quartile grouping, QG 데이터를 의미한다. 그림의 점들은 주어진 소득 및 자산 사분면에서 사람들의 위치를 나타낸다. 예를 들어 소득과 자산 양쪽의 최 저 사분면 집단(그림 10.3의 맨 위 왼쪽 코너)을 보고 이것을 소득과 자산 분배의 상위 사분 면 집단(맨 아래 오른쪽 코너)과 대조한다. 미국의 경우 다른 국가들과 비교해 최저 자산 사분 면에도 속하는 저소득층 사람들이 가장 높이 위치해 있다. 마찬가지로 자산 최상위 사분면에서 는 고소득층이 가장 높이 위치해있다. 그림 10.3을 보면 여러 가지 다른 패턴들도 드러난다. 첫째, 자산 최상위 셀에 최고소득자들이 집중되어 있는 정도는 미국이 가장 높고(양쪽 데이 터셋 모두 15%에 육박) 캐나다가 가장 낮다(약 11%). 둘째, 소득집단별로 세번째와 두번째 자산 사분면에 속하는 사람들의 분배는 모든 국가에서 매우 유사했다(자산 QG2의 독일만 예외). 266 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

269 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 미국(SCF) 미국(PSID) 스웨덴 이탈리아 독일 캐나다 그림 소득-자산 사분면 집단(QG) 다양한 자산분배 사분면에 속하는 각 소득 사분면 해당자들의 비율 소득 QG: 1 자산 QG: 1 자산 QG: 2 자산 QG: 3 자산 QG: 4 미국(SCF) 미국(PSID) 스웨덴 이탈리아 독일 캐나다 소득 QG: 2 자산 QG: 1 자산 QG: 2 자산 QG: 3 자산 QG: 4 미국(SCF) 미국(PSID) 스웨덴 이탈리아 독일 캐나다 소득 QG: 3 자산 QG: 1 자산 QG: 2 자산 QG: 3 자산 QG: 4 미국(SCF) 미국(PSID) 스웨덴 이탈리아 독일 캐나다 소득 QG: 4 자산 QG: 1 자산 QG: 2 자산 QG: 3 자산 QG: 4 StatLink 주: 표는 비즈니스 자산을 포함하는 가구 자산 정의를 기준으로 함. 각 소득 사분면에 대해 각 자산사분면의 합은 25%임. 출처: 룩셈부르크 자산 연구 (LWS) 셋째, 상위 두 개 자산 사분면에 속하는 사람들의 경우 소득 스케일이 올라가면 (자산 QG3 에 속하는 사람들의 경우 소득 QG1에서 소득 QG3으로, 자산 QG4에 속하는 사람들의 경우 소득 QG1에서 소득 QG4로 이동) 그 비율이 일률적으로 증가한다. 이를 통해서 소득과 자 산상의 위치는 양의 상관관계를 갖고 있음을 알 수 있다. 넷째, 저소득층 사람들 중 많은 자산을 갖고 있는 경우는 드물다. 최하위 소득 사분면(소득 QG1)과 최상위 자산사분면(자산 QG4)에 동시에 속하는 사람들의 비율이 가장 높은 스웨덴 에서조차 그 비율은 5%에 훨씬 못 미친다. 마지막으로 스펙트럼의 다른 쪽 끝을 보면, 고소득자들이 적은 자산을 가진 경우 역시 드물다. 소득 QG 4와 자산 QG1에 동시에 속하는 사람들의 비율이 가장 높은 곳 역시 스웨덴이다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 267

270 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 단순히 결론을 내려보면, 대부분의 국가에서 소득과 자산은 상관관계가 있으나 완벽한 상 관관계는 아니라는 것이다. 상관관계가 가장 높은 지점은 소득과 자산의 최상위층 (소득 QG4 와 자산 QG4, 오른쪽 맨 아래 코너)이었으나 여기에서조차 완전하게 겹치는 것은 아니다. 가구 가처분 소득과 순자산 결정요인 (미미한) 분배의 여러 부분에 위치한 사람들의 비율을 이용하여 소득과 자산의 공동 분배 를 살펴보는 것도 유익하기는 하지만 소득과 자산 간의 관계는 부분적으로는 고소득을 올리는 것과 관련된 특성 예를 들어 고학력을 갖는 것- 들이 많은 자산의 보유와 연관되어 있다는 사실로 설명될 수 있다. 국가간 연관정도의 차이는 자산을 보유한 이들의 특성 차이와 이러한 특성들이 자산 및 소득과 어떻게 연관되어 있는가의 차이에 의해 견인될 수 있다. 이를 좀 더 심도 있게 관찰하기 위해서, 이번 섹션에서는 여러 특성들을 통제하면서 가처 분소득과 순자산의 패턴을 살펴보도록 한다. 이를 위해서 가장의 연령(네 개 집단, 30세 미만 은 제외), 가장의 교육수준(세 레벨, 최저 레벨은 제외), 가구유형(다섯 개 유형, 자녀 없는 부 부 제외)을 다변량으로 사용하여 가구가처분소득과 순자산의 단순 이변량 회귀를 추정했다. 이 를 통해 평균 자산이 가구의 특성과 어떻게 연관되는지 살펴보고 국가별 공동분배(연령, 교육 수준, 가구유형으로 조건화하여)상황을 비교할 수 있었다. 그림 10.4는 소득과 자산 패턴의 회 귀결과를 보여주고 있는데 모형을 레벨로 추정하고 미 달러의 구매력평가지수로 측정하여 계 수들을 절대적 수치로 해석할 수 있게 했다. 이것은 가처분소득과 순자산의 원인 모형을 제공하 고자 하는 시도는 아니다. 이 두 가지의 원인 모형을 만들려면 최소한 종적 데이터가 필요할 것 이다. 여기에서는 여러 특성에 의해 포착되는 가처분소득과 순자산의 변화 정도에는 일정한 패턴 이 있음을 보여 준다 (이러한 회귀분석의 좀 더 상세한 자료는 Jantti et al., 2008을 참조). 가구가처분소득 계산 자료를 보면 한 부모들은 상황이 비교적 열악하며, 교육수준이 소득을 증가시킨다는 사실을 알 수 있는데 이는 특히 미국의 SCF 표본에서 확실하게 나타난다. 소 득은 가장이 50-70세일 때 정점을 찍으며 30-50세와 70세 이상에서는 줄어든다. 이 결과 로 알 수 있는 것은 주어진 특성이 다른 곳보다는 미국에서 소득과 큰 연관관계를 갖는다는 것이다. 예를 들어 미국의 경우 교육수준이 높으면 가처분소득이 30,433 달러만큼 늘어나지 만 다른 국가에서는 많아 봐야 13,000 달러 정도이다. 순자산회귀는 인구학적 영향은 별로 크지 않지만 연령(연령이 높은 사람들이 더 많은 자산 을 보유)과 교육수준(고학력과 순자산은 양의 상관관계)은 영향이 큰데 이번에도 미국에서 그 영향력이 가장 크게 나타났다. 연령과 교육, 가족 특성에 의한 변동량의 비중은 소득이나 자산에 있어 그리 크지 않다. 여 러 국가들 중 가장 평등한 분배를 보인 스웨덴에서 가처분소득 변동량의 40% 가까이가 포 착된 반면(Atkinson, Rainwater and Smeeding, 1995; Brandolini and Smeeding, 2005) 다른 국가에서는 이러한 세 가지 결정요인에 의해 설명된 소득의 변동량은 20에서 25%사 이에 불과했다. 자산 회귀분석에서 교육과 연령, 가족구조는 변동량의 10에서 20%를 설명한다. 다양한 특성 에 의해 설명된 변동의 비율이 소득보다는 자산에서 적게 나타난다는 사실은, 자산의 생성에 무엇이 관련되어 있는지에 대해 우리가 알고 있는 것이 많지 않음을 보여준다. 물론 대물림이 라는 것이 상당한 요인이라고 믿을만한 이유들이 존재하고 있는 것은 사실이다(제 8장 참조). 268 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

271 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 그림 평균 가처분 소득 및 순자산을 설명하는 회귀 분석 결과 절편 30-50세 50-70세 70세 이상 교육수준 중( 中 ) 교육수준 고( 高 ) 가족: 유자녀 부부 가족: 기타 가족: 무자녀 미혼 가족: 한 부모 절편 30-50세 50-70세 70세 이상 교육수준 중( 中 ) 교육수준 고( 高 ) 가족: 유자녀 부부 가족: 기타 가족: 무자녀 미혼 가족: 한 부모 계수 추정값과 신뢰구간 가구 가처분소득, 단위: 천 캐나다 독일 이탈리아 스웨덴 미국(PSID) 미국(SCF) 가계 순자산, 단위: 백만 캐나다 독일 이탈리아 스웨덴 미국(PSID) 미국(SCF) 주: 표는 가구자산에 비즈니스 자산을 포함하는 정의를 기준으로 함. 출처: 룩셈부르크 자산 연구 (LWS) StatLink 이들 요인을 통제한 후에도 개별 수준에서의 자산과 소득간 상당한 상관관계는 여전히 남 아있다. 이러한 상관관계는 미국의 SCF 표본에서 특히 높게 나타나서 0.50을 초과하는데 반 해 미국의 PSID 표본을 포함해 다른 데이터셋에서는 0.27에서 0.36 사이로 나타나고 있다. 결론 룩셈부르크 자산연구는 순자산과 그 요소의 국가간 비교를 가능케 한다. 비교성이 기대만 큼은 아닐 수도 있지만 어쨌든 두 가지 주요 패턴을 쉽게 발견할 수 있다. 첫째, 국가별 자산보유 패턴에는 유사성과 차이점이 둘 다 존재한다. 주택은 모든 국가에서 순자산 중 많은 부분을 차지하고 있는 것으로 나타났다. 금융자산의 비중 역시 중요했지만 국가별로 차이가 크게 나타난다. 이탈리아는 부채수준이 매우 낮고 마이너스 순자산을 갖고 있는 가구가 별로 없다는 특징을 갖고 있다. 또, 같은 미국의 데이터라도 SCF냐 PSID냐에 따라 차이가 있다. 이는 설문을 어떻게 설계하느냐가 얼마나 중요한지를 보여준다. 지금 시 점에서는 관찰된 국가별 차이가 이러한 기술적 차이 때문에 발생한 것인지 여부를 말하기가 불가능하다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 269

272 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 둘째, 순자산과 가처분소득은 완벽하게는 아니지만 고도로 상호 연관되어 있다. 소득빈곤층 으로 분류된 사람들 중 상당수는 어느 정도의 자산을 가지고 있는데 물론 보유 자산액수와 보유 비율은 전체 인구와 비교했을 때 훨씬 낮은 수준인 것은 사실이다. 반면 조사대상인 모 든 국가에서 중위 빈곤층이 보유하고 있는 금융자산은 미미한 수준이었다. 가처분소득과 순자산이 상관관계가 있는 것은 부분적으로는 연령과 교육수준 등 가구의 특성과 관계가 있 다. 그러나 이러한 요소를 통제하고 난 후에도 양(+)의 상호관계가 여전히 성립한다. 이러한 결과를 통해 알 수 있는 것은, 소득이 생활환경과 사회정책을 구성하는데 있어서 계속해서 중요한 요소로 작용하고 있기는 하지만 각 가구로 돌아가는 자원을 결정하는 유일한 요소는 아니라는 점이다. 자산과 소득은 고도의 상관관계를 갖고 있지만 이 관계가 완벽한 것 은 아니다. 특히, 소득빈곤층을 포함해서 소득보다는 자산이 더 집중되어 있다는 사실은 자산 조사에 의존하고 있는 복지 시스템에 시사하는 바가 크다. 이 모든 것들이 가구 자산 데이터의 수집을 위한 공동의 프레임워크에 대한 필요성을 다시 한 번 강조하고 있다. 비교성 강화는 측 정도구의 사전 표준화를 통해서만 달성될 수 있다. 주 1. 실제로 다섯개 국가의 가구 포트폴리오에 관한 논문 모음집을 소개하면서 Guiso et al. (2002)에서 는 정의 를 일차적인 문제 로 언급하면서 독자에게 각 설문조사의 특징과 문제들을...국가 별로 데이터를 비교할 때 염두에 두어야 한다 고 경고하고 있다. 마찬가지로 Davies and Shorrocks (2000)에서는 자산분배에 관한 자산들의 광범위한 설문에 대해 다음과 같이 결론내리고 있다. 소득분배를 위해 개발된 라인과 함께 여러 국가에 대해 공동의 프레임워크를 채택하면 비교 연구의 범위가 개선된다. 여기에서는 양쪽의 생각을 모두 염두에 두어야 한다 년이 시작될 무렵 9개국의 자산불균형에 관한 데이터를 취합한 결과 미국이 아니라 스웨덴이 1 위로 나타났다(Brandolini, 2006). 이 결과는 소득기준 데이터 뿐 아니라 이전에 나타났던 자료들과 도 배치되는 내용이다. 1980년대 중반에 11개국에 대해 데이비스와 셔락스(Davies and Shorrocks (2000))가 수집한 자료에 따르면 자산 불균형은 스웨덴에서 가장 낮고 미국에서 가장 높았다. 이러 한 순위의 차이는 1990년대에 일어난 변화를 반영한 결과일까, 아니면 일종의 통계적 가공의 결과 일까? Klevmarken et al. (2003)은 1980년대와 90년대에 스웨덴보다는 미국에서 자산불균형의 수 준이 훨씬 높았음을 보여주고 있는데 이 논문에서는 후자의 설명이 더 신빙성 있음을 나타내고 있 다. 또한, Klevmarken (2006)에서는 SHARE(유럽 건강, 고령화, 은퇴 설문, 한 가구의 구성원 중 최소 1인이 50세 이상일 때 그 가구의 생활조건과 건강상태에 관한 표준 데이터를 수집하기 위한 국제적 프로젝트)을 근거로 2003년 스웨덴의 순자산불균형은 평균보다 약간 낮았으며 프랑스와 독 일, 이탈리아보다 낮다고 보고하고 있다. 이러한 결과들은 국가별 비교와 여러 패턴의 원인 조사에 앞서 데이터가 비교 가능한 정도를 이해하는데 있어 신중을 기해야 한다는 것을 분명하게 경고해주 고 있다. 3. 첫번째 LWS 조사보고서에서는 LWS의 주요 특징과 일부 예비결과를 설명하고 있다(예: Sieminska et al., 2006a and 2006b, 같은 웹사이트의 다른 최근 논문들은 연령별, 성별, 교육수준별 개인의 특성(중위 순자산)을 다루고 있다. 일부 논문 은 소득과 자산 양쪽의 측면에서 노인층의 경제적 조건에 특별히 초점을 맞추고 있으며 은퇴에 있 어 자원의 조합이 특별 보호 시스템의 특성에 따라 어떻게 다양하게 나타나는지 살펴보고 있다 (Gornick et al., 2006). 4. US-SCF는 LWS 데이터베이스에 포함된 설문 중 가장 상세한 설문조사이다. 예를 들어 당좌계좌는 270 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

273 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 우선 1차 계좌와 2차 계좌로 나누고 계좌가 개설되어 있는 은행의 유형별로 구분했다. 5. 각 설문의 특징을 전체적으로 문서화한 내용이 LWS 아카이브의 중요한 구성요소 중 하나이다. LWS 문서에서는 또한 원래 설문들 간의 차이점 중 조율과정에서 변경된 것은 무엇이고 유지된 것 은 무엇인지도 담고 있다. 좀 더 상세한 내용은 참조. 6. 이러한 차이와 이를 해결하기 위해 수행되고 있는 노력에 관한 좀 더 상세한 내용은 Jantti et al. (2008)참조. 7. 역으로 LWS 소득 데이터는 LIS 소득 설문에 나타나는 소득 측정값과 거의 동일하다(Niskanen, 2007). 놀라울 것도 없는 것이 독일과 이탈리아, 스웨덴의 경우 데이터가 동일 설문에서 나온 것이 기 때문이다. LWS 소득 데이터가 LIS 데이터보다는 좀 더 집합적이긴 하지만, 전자는 모든 LWS 설문에 걸쳐 동일하게 시장소득 및 가처분소득을 분리하는 것이 가능하다. 8. 이 섹션에서 사용된 데이터(부록 10.A1에서 뿐 아니라)는 LWS 데이터베이스 예비 (β) 버전에서 추 출되었다. 9. 노르웨이의 경우 부동산은 과세기준으로, 부채는 시장가격으로 평가됨으로써 일관성 문제가 발생하 여 데이터를 보고하지 않았다. 또한 독일 데이터는 일부 금융자산과 부채가 소량 보유된 경우 기록 되지 않아 왜곡되었다. 10. 자산축적 패턴은 라이프사이클에 걸쳐 다양하게 나타나기 때문에 각국의 인구학적 구조를 살펴보는 것도 유용하다(표 10.A1.5). 평균 가구 사이즈는 스웨덴의 1.96명부터 이탈리아의 2.65명까지 분포 한다. 이탈리아는 또한 고령화가 가장 두드러진 국가로 나타났으며 그 뒤를 영국과 독일, 스웨덴이 따르고 있다. 캐나다는 가장의 연령이 가장 낮은 국가로 나타났다. 11. 여러 유형의 자산과 부채(여기 나타나지 않은)를 보유한 여러 연령집단의 사람들의 비율 프로파일 도 국가별로 다르다. 이번에도 이탈리아가 독특한 양상을 보였는데 한편으로는 부채보유와 주택소유 의 혹 모양이 다른 국가에 비해 훨씬 평평해서 세대간 차이가 다른 것으로 나타났으며 또 한편으로 는 평균적으로 부채 비율이 낮고 플러스 순자산을 보유한 이들의 비율이 높은 현상이 모든 연령집 단에 공통적으로 나타났다. 노르웨이와 핀란드는 젊은층을 포함해 모든 집단에서 금융자산이 분산되 어 있었다. 독일과 스웨덴의 경우 주택 소유자의 비율은 다른 국가에 비해 낮았으며 주로 노인층에 서 이러한 현상이 나타났다. 12. US-SCF의 자산 과잉표본 (US-PSID는 아님)은 최고 부유층 가구의 추정 비율의 차이를 가장 그 럴듯하게 설명하고 있다. 13. 연금자산 측정에 관해서는 Brugiavini et al. (2005) 참조. 14. 이 섹션은 LWS 데이터베이스의 α 버전(공개)에 의존하고 있다. 15. 소득과 자산의 공동분배를 연구할 때는 순자산과 가구가처분소득에 초점을 맞춘다. 분석은 전체 데 이터세트와 가공된 데이터세트 양쪽에 대해 이루어졌는데 여기서 가공된 데이터세트는 비교 성을 강화하기 위해 소득과 자산에 대한 각 데이터세트의 최고 1%와 최저 1%를 생략한 것이다. 가 공된 데이터세트, 표본 사이즈, 특별 표본추출, 항목 무응답 전가와 수집 방법의 차이 처리 등 관련 된 방법론적 사안에 대해 좀 더 상세한 내용은 Jantii et al. (2008)을 참조한다 천5백 유로 미만의 금융자산이 생략되었기 때문에 독일 데이터는 하향 왜곡되었다. 17. 특히 독일(2천5백 유로 미만의 금융자산 생략), 스웨덴(높은 순 부채는 부채보유를 장려하는 세법 때문인 것으로 추정), 이탈리아(낮은 순 부채는 주택자산에 대한 높은 집중추세를 반영하는 것으로 추정)의 경우 데이터의 생략이 데이터 비교성에 미치는 영향에 대한 좀 더 상세한 내용은 Jantii et al. (2008)을 참조한다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 271

274 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 참고문헌 Aizcorbe, A., A. Kennickell and K. Moore (2003), Recent Changes in the US Family Finances: Evidence from the 1998 and 2001 Survey of Consumer Finances, Federal Reserve Bulletin, January. Antoniewicz, R., R. Bonci, A. Generale, G. Marchese, A. Neri, K. Maser and P. O Hagan (2005), Household Wealth: Comparing Micro and Macro Data in Cyprus, Canada, Italy and United States, Paper prepared for LWS Workshop Construction and Usage of Comparable Microdata on Wealth: the LWS, Banca d Italia, Perugia, Italy, January. Atkinson, A.B. and A.J. Harrison (1978), Distribution of Personal Wealth in Britain, Cambridge University Press, Cambridge. Atkinson, A.B., L. Rainwater and T.M. Smeeding (1995), Income Distribution in OECD Countries, OECD, Paris. Banks, J., Z. Smith and M. Wakefield (2002), The Distribution of Financial Wealth in the UK: Evidence from 2000 BHPS Data, Institute for Fiscal Studies, Working Paper No. 02/21, November. Bičáková, A. and E. Sierminska (2007), Homeownership Inequality and the Access to Credit Markets. Can Credit Availability Explain Cross-country Differences in the Inequality of Homeownership across Income of Young Households?, Luxembourg Wealth Study Working Paper No. 5, December. Board of Governors of the Federal Reserve System (2006), Flow of Funds Accounts of the United States. Flows and Outstandings. First Quarter Washington, DC, available at Brandolini, A. (2006), The Distribution of Wealth in Germany and Sweden: Discussion of the Papers by Stein and Klevmarken, in G. Chaloupek and T. Zotter (eds.), Steigende wirtschaftliche Ungleichheit bei steigendem Reichtum?, Tagung der Kammer für Arbeiter und Angestellte für Wien, LexisNexis Verlag ARD Orac., Vienna. Brandolini, A. and T.M. Smeeding (2005), Inequality Patterns in Western Democracies: Cross-Country Differences and Time Changes, Paper presented at the conference Democracy, Inequality and Representation: Europe in Comparative Perspective, Maxwell School, Syracuse University, Syracuse, 6-7 May. Brandolini, A., L. Cannari, G. D Alessio and I. Faiella (2006), Household Wealth Distribution in Italy in the 1990s, forthcoming in E.N. Wolff (ed.), International Perspectives on Household Wealth. Cheltenham: Edward Elgar, also available in Banca d Italia, Temi di discussione, No. 530, December Brugiavini, A., K. Maser and A. Sundén (2005), Measuring Pension Wealth, Paper prepared for LWS Workshop Construction and Usage of Comparable Microdata on Wealth: the LWS, Banca d Italia, Perugia, Italy, January. Campbell, J.Y (2006), Household Finance, National Bureau of Economic Research, Working Paper, No , March. Davies, J.B. and A.F. Shorrocks (2000), The Distribution of Wealth, in A.B. Atkinson and F. Bourguignon (eds.), Handbook of Income Distribution, Vol. 1, Amsterdam: North-Holland. Expert Group on Household Income Statistics The Canberra Group (2001), Final Report and Recommendations, The Canberra Group, Ottawa. Eurostat (2006), Financial Accounts, available at a=portal&screen=expandtree&open=/economy/fina/fina_st&product=eu_economy_finance&nod eid=36598&vindex=5&level=3&portletid= _queenportlet_ &scrollto=0. Faiella, I. and A. Neri (2004), La ricchezza delle famiglie italiane e americane, Banca d Italia, Temi di discussione, No. 501, June. Gornick, J.C., T. Munzi, E. Sierminska and T.M. Smeeding (2006), Older Women s Income and Wealth Packages: The Five-Legged Stool in Cross-National Perspective, Luxembourg Wealth Study Working Paper No. 3, November. 272 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

275 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 Guiso, L., M. Haliassos and T. Jappelli (2002), Introduction, in L. Guiso, M. Haliassos and T. Jappelli (eds.), Household Portfolios, MIT Press, Cambridge, Mass. Harding, T., H.O. Aa. Solheim and A. Benedictow (2004), House Ownership and Taxes, Statistics Norway, Research Department, Discussion Papers No. 395, November. Jantti, M., E. Sierminska and T. Smeeding (2008), The Joint Distribution of Household Income and Wealth: Evidence from the Luxembourg Wealth Study, OECD Social, Employment and Migration Working Paper, No. 65, OECD, Paris. Kennickell, A.B. (2000), Wealth Measurement in the Survey of Consumer Finances: Methodology and Directions for Future Research, Board of Governors of the Federal Reserve Board, SCF Working Paper, May. Kessler, D. and E.N. Wolff (1991), A Comparative Analysis of Household Wealth Patterns in France and the Unites States, Review of Income and Wealth, Vol. 37. Klevmarken, A. (2006), The Distribution of Wealth in Sweden: Trends and Driving Factors, in G. Chaloupek and T. Zotter (eds.), Steigende wirtschaftliche Ungleichheit bei steigendem Reichtum?, Tagung der Kammer für Arbeiter und Angestellte für Wien, LexisNexis Verlag ARD Orac., Vienna. Klevmarken, A., J. Lupton and F. Stafford (2003), Wealth Dynamics in the 1980s and 1990s. Sweden and the United States, Journal of Human Resources, Vol. 38. Niskanen E. (2007), The Luxembourg Wealth Study: Technical Report on LWS Income Variables, mimeo, Office for National Statistics (2006), United Kingdom National Accounts. The Blue Book 2006, edited by J. Dye and J. Sosimi, Palgrave Macmillan, Basingstoke. Sierminska, E. (2005), The Luxembourg Wealth Study: A Progress Report, Paper prepared for LWS Workshop Construction and Usage of Comparable Microdata on Wealth: the LWS, Banca d Italia, Perugia, Italy, January. Sierminska, E., A. Brandolini and T.M. Smeeding (2006a), Cross National Comparison of Income and Wealth Status in Retirement: First Results from the Luxembourg Wealth Study (LWS), Luxembourg Wealth Study Working Paper No. 2, August. Sierminska, E., A. Brandolini and T.M. Smeeding (2006b), Comparing Wealth Distribution across Rich Countries: First Results from the Luxembourg Wealth Study, Luxembourg Wealth Study Working Paper No. 1, August. Sierminska, E. and Y. Takhtamanova (2006), Wealth Effects Out of Financial and Housing Wealth: Cross Country and Age Group Comparisons, Luxembourg Wealth Study Working Paper No. 4, November. Smeeding, T.M. (2004), Twenty Years of Research on Income Inequality, Poverty, and Redistribution in the Developed World: Introduction and Overview, Socio-Economic Review, No. 2. Statistics Canada (2006a), Assets and Debts by Family Units, Including Employer-sponsored Registered Pension Plans, by Province, available at www40.statcan.ca/l01/cst01/famil99k.htm?sdi=assets%20debts. Statistics Canada (2006b), National Balance Sheet Accounts, Market Value, by Sectors, at Quarter End, Quarterly (dollars x 1,000,000), available at mplate=cii\sna &RootDir=CII/&Interactive=1&OutFmt=HTML2D&Array_Retr=1&Dim=-#H ERE. Statistics Sweden (2004). Förmögenhetsstatistik Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 273

276 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 부록 10.A1 룩셈부르크 자산연구의 특징 여기에서는 사용된 정의의 세부 내용 뿐 아니라 룩셈부르크 자산연구(LWS)에서 사용한 통계적 출처의 주요 특징에 관한 배경정보를 제시한다. 또한 LWS에 참여한 모든 OECD 국가 의 가계자산 분배에 관한 요약 통계자료도 제시한다. LWS 데이터베이스에 포함된 정보의 종합적인 평가는 LWS 기준 자료와 국가별 대차대조 표의 가구부문 자료(가구와 소규모 비 법인업체에 서비스를 제공하는 비영리기관 포함)를 비 교함으로써 이루어진다. 이러한 비교는 표 10.A1.4에 제시되어 있는데 모든 변수는 해당 연도 의 평균 시장환율을 이용하여 유로로 환산되어 있으며 가구 사이즈의 차이를 감안하여 일인당 값으로 조정되었다. 상기 논의된 표 10.A1.3에서 LWS가 순자산의 국가계정 개념을 얼마나 잘 포괄하고 있는지에 대한 질문을 던지고 있음에 주목한다. 여기에서 우리는 또 다른 질문에 초점을 맞추고 있는데, LWS에 사용된 순자산의 개념이 국가계정을 기준으로 한 순자산의 유 사하게 정의된 개념과 얼마나 잘 부합되느냐 하는 것이다. 계정 데이터는 LWS 데이터베이스 의 품질을 평가하는 자연적인 기준점을 제시하지만 제대로 비교하려면 Antoniewicz et al. (2005)에서 상세하게 논의한 대로 그 두 출처를 조화시키는 힘든 작업이 필요할 것이다. 표 10.A1.4의 목적은 LWS 데이터 기준으로 추출된 그림이 국가 계정 또는 금융계좌에서 추출된 자료와 어떻게 연관되는지에 대한 요약 관점을 제시하는 것이다. LWS 데이터는 비금융자산을 나타내고, 정도는 약하지만 금융자산보다는 부채를 나타내는 것으로 보인다. 총 데이터가 나와 있는 모든 국가에서 LWS 자산 데이터는 총 데이터 중 자산의 40-60%를 차지한다. 이러한 차이가 모두 LWS 데이터의 결핍 때문은 아니다. 왜냐하면 원래의 미시 출처에서 실제보다 작 게 보고되었을 뿐 아니라 국가별 비교성 강화를 위해 LWS 정의에는 몇 가지 항목이 빠져 있 고 미시 및 거시 출처에서 서로 다른 정의가 사용되었기 때문이다. 274 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

277 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 오스트리아 캐나다 핀란드 독일 이탈리아 노르웨이 스웨덴 영국 미국 설문명 기관 자산 연도1 가계금융자 산조사 (SHFW)) 금융안정성 조사(SFS) 가계자산조 사(HWS) 사회경제패 널(SOEP) 가계소득자 산조사 (SHIW) 소득분배조 사(IDS) 자산조사 (HINK) 영국가계패 널조사(BH PS) 소득 역동성 패널조사(P SID) 소비자금융 조사(SCF) Österreichisch e Nationalbank Statistics Canada Statistics Finland Deutsches Institut Für Wirtschaftsfor sc hung (DIW) Berlin Bank of Italy 년말 Statistics Norway Statistics Sweden 표 10.A1.1. LWS 가계자산 설문 소득 연도 출처의 유형 자산 표본 추출 과잉 표본 크기 생 략 되 지 않은 순자 산 개수 자산 항목 개수 표본조사 No 표본조사 Yes 15,933 15, 년말 1998 표본조사 No 3,893 3, 표 본 패 널 Yes 12,692 12,129 9 조사 년말 년말 2002 표 본 조 사 ( 패 널 선 정) 2002 표본조사+ 행정기록 2002 표본조사+ 행정기록 ESRC 표 본 패 널 조사 Survey Research Center of the University of Michigan Federal Reserve Board and US Department of Treasury 1. 달리 표시되지 않는 한 인터뷰 당시의 값을 의미 표 본 패 널 조사 No 8,011 8, No 22,870 22, No 17,954 17, No 4,8672 4,185 7 No 7,406 7, 표본조사 Yes 4,4423 4, 오리지널 설문 표본. 표본 사이즈는 가중치를 사용하지 않으면 8,761까지 증가할 수 있음. 3. 데이터는 따로따로 사용되어서는 안 되는 각 기록별로 다섯 개의 연속된 복제값으로 저장. 그러므로 사용자의 실제 표본 사이 즈는 22,210. 자산에 대한 특별 표본에는 1,532개 가구가 포함. 출처: LWS 데이터베이스 Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 275

278 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 276 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

279 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 표 10.A1.3. LWS와 국가 순자산 개념 조정 평균, 단위: 천(국가별 통화) 캐나다 핀란드 이탈리아 스웨덴1 미국 SFS 1999 HWS 1998 SHIW 2002 HINK 2002 SCF2001 LWS 순자산 연금자산 기타금융자산 비즈니스자산 기타 비금융자산 LWS 조정 순자산 국가별 출처 순자산 주: 가계 가중치 기준 1. LWS 조정 순자산은 기타 부채를 포함하지 않음. StatLink 출처: LWS 데이터베이스, 국가별 출처(캐나다 통계국, 2006A, Markku Säylä;가 제공한 핀란드 데이터, Brandolini et al., 2004; 스웨덴 통계국, 2004; Aizcorbe, Kennickell and Moore, 표 10.A1.4. LWS 데이터베이스와 국민경제 대차대조표의 일인당 가계자산 단위: 유로, 퍼센트 캐나다 핀란드 독일 이탈리아 노르웨이 스웨덴 영국 미국 미국 SFS 1999 HWS 1998 SOEP 2002 SHIW 2002 IDS 2002 LWS 데이터베이스 HINK 2002 BHPS 2000 PSID 2001 SCF2001 비금융자산 28,237 31,920 53,507 50,965 14,605 33,132 61,436 63,170 77,686 금융자산 8,018 6,181 7,971 8,913 22,066 12,943 11,036 31,332 47,059 부채 9,577 6,032 11,202 2,590 29,561 16,159 13,572 20,857 26,707 순자산 26,678 32,069 50,276 57,288 7,110 29,916 58,901 73,646 98,037 국민경제대차대조표(NBS) 비금융자산 32,492 69,234 78,417 67,728 66,679 금융자산 51,157 20,317 44,731 48,780 42,268 40,927 87, ,768 부채 13,813 7,147 18,750 7,089 33,629 16,577 20,471 31,003 순자산 69,836 95, , , ,444 LWS 대 NBS 비율 비금융자산 금융자산 부채 순자산 StatLink 주: LWS 수치는 자산 총계와 각 설문조사에 참여한 사람 수 간의 비율로 산출하며 가계 가중치가 사용된다. 국민경제 대차대조표 (NBS)는 가계 및 가계에 서비스를 제공하는 비영리 기관 부문의 총 가치를 총인구로 나누어 산출한다. 모든 값들은 해당 연 도의 평균 시장환율을 이용하여 현재 가격에 맞춰 유로로 표시했다. 출처: LWS 데이터베이스 및 국가별 출처(2006년 유럽국가의 금융자산 및 부채는 Eurostat, 독일, 이탈리아, 영국의 비금융자산은 각각 Ulf von Kalckreuth, Brandolini et al. 2004, Office for National Statistics, 그리고 Statistics Canada, 2006b, Board of Governors of the Federal Reserve System, Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 277

280 Ⅳ. 불평등의 부가적 측면 10. 가계자산은 어떻게 분포하고 있는가?: 룩셈부르크 가계자산 연구 가구특징 표 10.A1.5. LWS 데이터 기준 인구학적 구조 캐나다 핀란드 독일 이탈리아 노르웨이 스웨덴 영국 미국 미국 SFS 1999 HWS 1998 SOEP 2002 SHIW 2002 평균 가구 사이즈 가장의 평균연령 가장의 연령 구성 (%) 24미만 이상 합계 주: 가구가중치 기준 출처: LWS 데이터베이스 IDS 2002 HINK 2002 BHPS 2000 PSID 2001 SCF 2001 StatLink Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

281 제5절 결 론

282

283 제5절 제11장 경제적 자원 분배의 불균형: 변화상과 정부의 역할 * 현금소득 및 다른 유형의 자원이 사회 내에서 어떻게 분배되는지에 대한 좋은 정보는 빈곤과 불평등에 대한 증가하는 우려를 다루는데 매우 중요하다. 이러한 정보는 정책 에의 시사점을 제시하고 있는데 여러 프로그램과 전략의 성공에 국가의 상황이 갖는 중요성을 조명하고 있기 때문이다. 사회 내의 좀 더 균일한 집단에 관한 정보를 제공 하는 이러한 데이터는 국가차원의 소득에 대한 거시 데이터에 기반한 공식적인 통계 자료와 개인이 자신의 조건에 대해 갖는 인식 간의 격차를 좁히는데 있어서도 중요성 을 가진다. * 이 장은 OECD 사회정책과의 마이클 포스터와 마르코 미라 데르콜이 작성했다.

284 Ⅴ. 결론 11. 경제적 자원 분배의 불균형: 변화상과 정부의 역할 서론 가구소득분배에 관한 논의는 가치부과적이고 이데올로기적인 것이며 데이터와 분석보다는 서로 다른 사람들에 대한 선험적 편견에 근거한 것으로 인식되는 경우가 많다. 이 보고서의 자 료는 이러한 인식을 불식시키는데 일조하려는 의도로 만들어졌다. 소득분배의 다양한 수준을 놓고 무엇이 바람직한지에 대해 이루어지는 가치판단은 사람마다, 그리고 각국의 문화마다 항 상 다르겠지만 이 문제의 중요성은 모든 사회가 인식하고 있다. 이러한 불평등이 시간이 흐르 면서 어떻게 변화하는가는 모든 공공정책평가에 사용되는 기준 중 하나이다. 이 장에서는 앞에서 다룬 연구결과를 통해 배울 수 있는 것들을 정리하기로 한다. 사람들 이 자국의 소득불균형에 주의를 기울이는 몇 가지 이유를 살펴보고(박스 11.1) 앞서 제시된 데이터를 통해 OECD 국가의 가구 소득분배를 특징짓는 주요 패턴을 요약한 다음 이를 형성하 는데 있어 인구학적 요소, 노동시장, 정부의 재분배가 수행하는 역할을 살펴본다. 그리고 나서, 우리의 진짜 관심사가 각국의 경제적 자원분배라면 현재의 소득 하나만을 살펴보는 것으로 충 분한가를 논하도록 한다. 여기에서는 정부의 현물 서비스 공급과 소비세 징수 등 현금소득이 아닌 항목과, 가계자산 및 소비패턴, 한 사람의 소득이 시간이 지나면서 어떻게 변화하는지와 그 부모와 비교했을 때 어떻게 달라지는지에 대한 동적 측정값 등을 고려할 때 나타나는 주요 패턴들을 일부 살펴본다. 마지막 섹션에서는 여러 OECD 국가에서 빈곤감소를 목적으로 시행 되는 여러 전략의 잠재적 효과에 관한 증거자료를 제시함으로써 이러한 평등 문제를 다루는데 좀 더 효과적인 정책을 위해 이 보고서에서 제시한 자료가 시사하는 바를 살펴본다. OECD 국가에서 나타나는 가구소득분포의 주요 특징은 무엇인가? 이 섹션에서는 OECD 국가에 나타나는 (균등화) 가구가처분소득 분배의 주요 특징들을 요 약한다. 특히 분배의 전반적인 모습과 빈곤에 빠질 위험이 큰 분배최하위층의 변화에 대해 초 점을 맞추었다. 전체 인구의 소득불균형과 빈곤 수준 OECD 국가간 전반적인 가구소득분배 상황의 차이는 크고 지속적이다. 소득불균형의 지니 계수는 멕시코의 경우 덴마크의 두 배이며 OECD 국가들 중 최상위와 최하위 국가들을 분석에 서 제외한다 하더라도 그 격차는 여전히 크다(그림 11.1). 불평등의 국가별 차이는 어떤 측정 방식을 사용했는지에 관계없이 여전히 크게 나타나며 국가별 순위 차이도 거의 없다. 물론 어 떤 국가이건 정확한 불평등 수준에 있어서는 불확실성이 존재하는데 표본사이즈가 작고, 일부 소득유형은 실제보다 적게 보고되었으며 일부 인구집단은 실제보다 크게 대표되었기 때문이다. 282 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤

285 Ⅴ. 결론 11. 경제적 자원 분배의 불균형: 변화상과 정부의 역할 박스 사람들이 소득 불균형에 관심을 갖는 이유는 무엇인가? 경제적 자원 분배의 완전한 평등은 달성 가능하지도 바람직하지도 않다. 어느 정도의 소득 차이는 단순히 생 활방식과 취향의 차이를 반영하며, 열심히 일하고 저축하게 만드는 인센티브의 역할을 하고, 이는 견실한 경 제성장의 기본 요건이 된다. 이러한 연관관계 때문에 몇몇 실증적 연구에서는 최근 몇 년간 더 큰 소득불균 형이 경제성장에 미치는 영향을 조사하기도 했다. 안타깝게도 이에 관한 실증적 연구는 어떤 결론으로 이어 지기에는 불충분하다. 예를 들어 이 문제에 관한 OECD 분석에 따르면 증거자료는 소득불균형이 커지면 경 제성장에 도움이 된다는 방향에 무게를 두고 있지만 전반적으로는 OECD 국가간 GDP 성장률 차이를 설명 할 수 있을 정도는 아니어서 결론으로 연결하기는 어렵다(Arjona et al., 2001). 그러나 이 외에도 소득 불균형이 중요한 이유는 다음과 같다. 첫째, 시장경제의 분배적 성과에 무관심한 사회는 없으며 가구소득의 차이는 이러한 성과의 가장 가시적 인 발현이다. 물론 유권자들과 정책입안자들은 분배의 여러 지점에 포진해 있는 이들의 상황에 부과되어 야 하는 중요도에 대해 서로 다른 견해를 가질 것이다. 중위 계층에게 특별한 주의를 기울여야 할지, 사회의 부유층과 극빈층이 실현하는 소득 이익에 동일한 가중치를 적용해야 할지 여부 등을 그 예로 들 수 있다. 그러나 어떤 견해를 갖건 전체 인구 중 개인과 가족의 소득에 관한 자료가 있어야 서로 다른 정 책과 구조적 요인의 중요성을 파악할 수 있다. 전체 분배 중 소득을 살펴봐야 하는 또 다른 이유는 심리 적 분석과 경제적 분석 모두 소득 차이가 진정한 의미를 가지고 있다고 결론내리고 있기 때문이다. 즉, 사 람들은 자신의 상황을 타인과의 비교를 통해 평가한다는 것이다(Boarini et al., 2006). 이는, 상대적 소 득에 관한 정보가 사회 내에서 무엇이 공정 한가에 대한 판단과는 별도로 사람들의 생활조건을 평가하 는데 있어 중요하다는 것을 의미한다. 둘째, OECD 국가의 대부분의 사람들은 소득 불균형에 관심을 가지고 있으며 소득분배의 형태에 대해 판 단할 능력이 있다. 자국의 소득불균형 수준이 너무 높은지 아니면 너무 낮은지 에 대한 질문을 받 았을 때 전체 OECD 국가의 응답자 대다수는 너무 높다고 대답했다. 물론 이들 집단의 크기는 국가별로 차이가 컸다. 1 마찬가지로, 소득분배의 서로 다른 형태 중 바람직한 것을 고르라는 질문에는 대부분의 사 람들이 불평등한 것보다는 평등한 분배를 선호했고 이들은 다시 분배의 최상층과 최하층 양쪽에서 좀 더 평등한 쪽을 선호했다(Kenworthy, 2007). 가구설문조사 역시 소득불균형과 빈곤에 대한 태도를 결정하는 핵심적인 요인 중 하나는 경제적 성공의 결정요인에 대한 사람들의 관점이라는 사실을 보여주고 있다. 즉, 이러한 성공이, 일과 위험감수에 대한 개인의 태도와 비교해 주로 개인의 통제 밖에 있는 요인에서 기인 하는 것으로 생각하는지 여부에 관한 관점이다(박스 5.1 참조). 불평등에 대한 인식이 잘못 형성되어 있는 경우도 있긴 하지만 사람들은 대체로 소득 불균형에 대해 많은 관심을 보이고 있는데 특히 이것이 빈곤에 빠질 위험을 증가시키는 경우 더욱 그러하다. 유럽 국가의 경우 2006년 말 설문에 응한 이들 중 60% 가 량이 누구든 인생을 살다 보면 어떤 시점에는 빈곤에 빠질 위험이 있다고 대답했고 이러한 위험에 개인적 으로 직면했다고 느낀 응답자는 20% 이상이었다(하기 그림 참조). (최근까지) 소득불균형이 다른 국가에 비해 너무 크다 고 인식하는 응답자 비율이 다른 국가에 비해 훨씬 낮았던 미국에서 조차 거의 75%의 응답자가 요즘은 정말로 부유층은 더욱 부유해지고 빈곤층은 더욱 빈곤해진다 는 말에 동의했다. 이는 2002년 이후 8포인트가 증가한 것이며 1990년대 초반 이후 가장 높은 수준이다. 2 마지막으로, 사회가 다른 사회적 목표와 비교해 불균형의 심각성을 과소평가한다 해도 소득차이감수는 다 른 목표를 달성하는데도 유용할 수 있다. 큰 소득불균형으로 인한 영향은 여러 가지가 있는데 부유층의 정치적 영향력이 커진다는 것과 의료 및 교육적 성과의 차이 증가, 공동의 위협에 집단으로 행동할 수 있 는 능력 감소 등을 그 예로 들 수 있다. 그러나 최근 많은 관심을 끌었던 것은 이러한 불균형이 경제적 성과에 해로운 정책의 채택으로 이어질 수 있는 위험이다. 더 큰 불평등의 견인차로서 세계화 의 역할 에 관한 최근의 논의에 많은 초점이 맞춰지고 있는 현실을 감안하면 이러한 위험은 특히 중요하다. 저임 금국가에 대한 해외투자와 아웃소싱, 무역이 OECD 국가의 근로소득과 소득불균형에 미치는 영향을 정확 하게 계량하는 것이 어렵다는 사실은 이미 증명되었지만, 세계화의 혜택은 널리 공유되고 있는 반면 그 대가(일자리 이동, 근로소득 손실, 소득 불안정성)는 그렇지 못한 상황 속에서 소득분배의 변화가 발생되 고 있다. 이러한 비대칭은 효과적인 방식으로 다루어지지 않는다면, 경제적 불평등을 완화할 조치들보다 경제적 성장을 훨씬 더 많이 저해할 정책(무역과 투자, 이민의 장벽 등)으로 이어질 위험이 있다. Growing Unequal?: Income Distribution and Poverty in OECD Countries 283

286 Ⅴ. 결론 11. 경제적 자원 분배의 불균형: 변화상과 정부의 역할 박스 사람들이 소득 불균형에 관심을 갖는 이유는 무엇인가?(계속) EU국가의 빈곤에 대한 인식, 2000년대 중반 각 진술에 동의하는 응답자 비율 누구든 인생의 어느 시점에서 빈곤에 빠질 위험을 안고 있다 나는 빈곤에 빠질 위험을 느끼고 있다. 프 랑 스 헝 가 리 룩 셈 부 르 크 포 르 투 갈 벨 기 에 영 국 독 일 덴 마 크 스 페 인 아 일 랜 드 이 탈 리 아 슬 로 바 키 아 폴 란 드 오 스 트 리 아 그 리 스 네 덜 란 드 핀 란 드 체 코 스 웨 덴 EU-19 StatLink 주: 국가는 왼쪽에서 오른쪽으로 가면서 누구든 인생의 어느 시점에서 빈곤에 빠질 위험을 안고 있다 라는 진술에 동의하는 비율의 오름차순으로 배열되었다. 출처: Eurobarometer (2007), European Social Reality, Special Report No.273, Brussels. 연간소득 분배의 불균형에 초점을 맞추는데 있어 중요한 한계는 이러한 자료들이 특정연도의 상황을 의미하 는 것이며 평생 동안의 상황의 변화를 포착하지는 못하고 있다는 것이다. 이것은 중요한 한계이지만 개인의 생애 전체를 포괄하는 데이터가 없고 가설의 평생 소득 프로파일 생성을 위해 동적 마이크로 시뮬레이션 모 델에서 사용된 임시 가정을 감안하면 쉽게 극복하기 힘든 한계이기도 하다(Stånberg, 2007). 게다가 초점이 시민들의 직접적인 고통에 맞춰지게 되면 정책 논의의 초점은 현재 이곳의 소득분배와 이것이 시간이 흐 르면서 어떻게 변화해 가는가에 맞춰지게 될 것이다. 이러한 이유들은 소득불균형이 시간이 흐르면서 어떻게 변화하는가를 면밀히 관찰하고 이러한 추세가 사회에서 공평 하다고 받아들여지는 규범을 벗어나게 되면 시정 조치를 취하는 것이 얼마나 중요한지를 보여준다. 1. 국제 사회과학 프로그램 International Social Science Programme의 후원 하에 1999년에 실시된 설문조사에 따르면 소득 차가 너무 크다 는 견해에 동의하거나 강력히 동의한 응답자의 비율이 미국과 캐나다, 일본의 65%부터 호주와 뉴질랜드, 서독과 노르웨이의 70~75%, 영국과 오스트리아, 체코, 프랑스, 폴란드, 스페인의 80~90%, 동독과 헝가리, 슬로바키아와 포르 투갈의 90% 이상까지 분포했다(Förster and Mira d Ercole, 2005). 2. Trends in Political Values and Core Attitudes: , Pew Research Center for People and the Press, Washington DC., 또한 통계학적 출처가 다르면 가구소득 분배 양상이 달라질 수 있기 때문이다. 그러나 이러한 불확실성은 그리 크지 않기 때문에 국가간 불평등의 차이에 대한 자료를 의심하게 만들 정도 는 아니다. 284 Growing Unequal?: OECD회원국의 소득분배와 빈곤