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1 고용직업능력개발연구 제 18 권 제 1 호 2015 년 4 월 ISSN 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 배호중 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 김훈호 우한솔 김한길 김별희 대졸신입사원의창의성측정도구개발 조한익 이성원 김화영 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 박시남 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 변금선 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 - 이상준 김기흥 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 유재언 남효정 김재호 보험설계사의역량모델개발연구 김정주 KRIVET 모바일홈

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3 고용직업능력개발연구 제 18 권 제 1 호 2015 년 4 월 ISSN 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 배호중 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 김훈호 우한솔 김한길 김별희 대졸신입사원의창의성측정도구개발 조한익 이성원 김화영 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 박시남 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 변금선 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 - 이상준 김기흥 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 유재언 남효정 김재호 보험설계사의역량모델개발연구 김정주

4 編輯委員 위원장 : 조준모 ( 성균관대학교교수 ) 위원 : 김기승 ( 부산대학교교수 ) 김동헌 ( 동국대학교교수 ) 김상진 ( 한국직업능력개발원연구위원 ) 김진수 ( 한국교원대학교교수 ) 박혜영 ( 국립한국교통대학교교수 ) 이병욱 ( 충남대학교교수 ) 이상준 ( 한국직업능력개발원연구위원 ) 이현정 ( 서울시립대학교교수 ) 조동훈 ( 한림대학교교수 ) 조정윤 ( 한국직업능력개발원선임연구위원 ) 최종일 ( 조선대학교교수 ) 최충 ( 한양대학교교수 ) 최형재 ( 고려대학교교수 ) 한상근 ( 한국직업능력개발원선임연구위원 ) 간사 : 박재식 ( 한국직업능력개발원책임행정원 ) 홍광표 ( 한국직업능력개발원전문연구원 ) 편집간사 : 윤라경 ( 한국직업능력개발원위촉연구원 ) ( 이學術誌에發表되는論文의내용은執筆者의의견이며韓國職業能力開發院의공식적견해와는無關함 ) 連絡事務室 세종특별자치시시청대로 370 세종국책연구단지사회정책동한국직업능력개발원창조전략본부전화 :(044) 팩스 :(044) 홈페이지 :

5 目次 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 1 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 37 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 71 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 103 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 129 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 - ( 이상준 김기흥 ) 163 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 ( 유재언 남효정 김재호 ) 191 보험설계사의역량모델개발연구 ( 김정주 ) 221

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7 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 1 雇傭職業能力開發硏究第 18 卷 (1), , pp c 韓國職業能力開發院 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 배호중 * 본연구는한국고용정보원의 대졸자직업이동경로조사 (GOMS) 2009 자료를이용하여일반계고등학교출신의 4년제대학졸업자를대상으로고교계열 ( 문과또는이과 ) 별로대학생활및초기노동시장성과에대한분석을실시하였다. 이를통해문 / 이과를둘러싼다양한논쟁에있어하나의참고자료를제시하고자하였다. 4년제대졸자들의대학졸업이후취업성과에있어고교계열을고려한실증분석결과고교계열에따라대학졸업후구직기간에는별다른차이가없었으나첫직장의임금수준이나괜찮은일자리취업여부에대해서는이과출신이문과출신에비해양호한성과를보이고있었다. 더불어첫직장의 2년직장유지 (job retention) 에대한분석에있어서도이과출신의첫직장유지확률이높은것으로나타나대학졸업후초기노동시장으로의이행과정에서일자리의질이나고용안정의관점에서문과출신에비해이과출신이상대적으로양호한일자리로진출한다고해석할수있었다. 이러한실증분석결과에따르면이과출신인력의노동시장에서의불리함을적어도초기취업단계에서는찾아볼수없었다. 따라서적성이나흥미는등한시한채단지특정과목에대한회피수단또는대학진학이나취업과정에서의상대적용이성을좇는근시안적인선택보다는개인들의적성과의지가충분히반영된문 / 이과선택의필요성을확인할수있었다. - 주제어 : 문과 이과, 고교계열, 대졸자직업이동경로조사 (GOMS), 구직기간, 취업성과 투고일 : 2014 년 10 월 07 일, 심사일 : 11 월 20 일, 게재확정일 : 2015 년 01 월 16 일 * 성균관대학교사회복지학과박사과정 (baseball7@hanmail.net)

8 2 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅰ. 서론 2002년부터적용된제7차교육과정부터공식적으로문 이과의구분이사라졌으나대학진학과정에서문과와이과의입학전형을따로하고있어아직까지도대부분의일반계고등학교에서는여전히학생들을분리하여지도하고있다. 고등학교입학후직면하게되는가장큰선택중하나인문 이과의선택에따라남은고교생활에서의학습활동뿐만아니라대학진학, 대학에서의전공선택, 그리고취업에이르기까지다른방향의길을걷게될가능성이크다. 이와같이고교계열선택은장기간에걸쳐개인의삶에커다란영향을미치는중요한결정이지만학생의적성이나관심등은무시한채단지대학진학이나취업과정에서의상대적용이성을좇아근시안적으로선택하는경우가적지않다. 본인의적성이나장래의직업관등에대한고려는배제한채단지특정과목 ( 주로영어, 수학 ) 에대한기피에따라서문과또는이과를선택하고이로인해파생되는적성 - 직업간불일치문제는개인적차원에서뿐만아니라국가전체적으로도큰낭비가아닐수없다. 아울러인위적이고임의적인문과와이과의구분이학문분야의구분으로만그치지않고그에속하는사람의구분으로이어진다는점에서도큰문제를낳을수있다. 문과인 과 이과인 양쪽이상대쪽에대해극도로배타적인태도를취하면서이과와문과간의갈등과대립을낳기도하는데 ( 김영식, 2006) 이것이사회통합의걸림돌이되기도한다. 최근정부가 2017 학년도수능개편안의하나로 문 이과완전융합형 을제시하면서그동안결론을내리지못한채숱한논쟁만낳았던문과 / 이과통합문제가또다시우리사회의뜨거운논쟁거리가되었으며그귀추가주목된다. 이는단순히대입제도개편에국한되는것이아니라, 앞으로 우리사회가어떤인재를키울것인가? 라는중요한문제와직결되어있어 ( 오세정, 2013) 충분한사회적합의를통해결론지어야할문제이다. 이와같은이공계의위기는과학과수학을싫어하는청소년들의전반적인성향, 외환위기이후구조조정과정에서노정된연구개발직의취약한고용안정성등여러요인이복합되어있으며이공계기피의결과는당장우수학생의이공계지원감소, 연구개발직인력의부족, 우수연구개발인력의해외유출등다양한방향으로나타날수있다 ( 송창용

9 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 3 외, 2008). 고교재학중문과 / 이과의선택을통해학생들이일찍전공을정한다면보다오랜기간선택한분야에대한공부를집중적으로할수있다는장점이있다. 그러나이러한선택이특정과목에대한회피의수단이되고전공계열별칸막이또는벽쌓기의결과를가져온다면이는개인적으로는물론국가경쟁력제고에도부정적인영향을가져올것이다. < 표 1> 과같이일반계고등학생을대상으로해당계열 ( 문과 / 이과 ) 선택이유에대한조사결과를살펴보면상당수는자신이원하는직업, 대학전공, 적성등을고려하여계열을선택하고있으나선택하지않은계열과목이싫거나 (8.25%) 못해서 (6.67%) 계열을선택했다는비율도 15% 에달했다. 해당비율은특히문과에서더욱높게나타났는데이경우적성이나흥미를고려한계열선택이아니라단순히수학이나과학과목에대한기피로문과를선택하는경우도있음을보여주고있다. < 표 1> 일반계고재학생의계열선택이유 ( 문과, 이과재학생 ) ( 단위 : 명, %) 전체 문과 이과 원하는직업과관련이있어서 451(24.47) 231(21.04) 220(29.53) 원하는대학전공을고려하여 325(17.63) 177(16.12) 148(19.87) 나의적성을고려하여 376(20.40) 226(20.58) 150(20.13) 내신에유리할것같아서 120(6.51) 95(8.65) 25(3.36) 수능성적이잘나올것같아서 73(3.96) 59(5.37) 14(1.88) 선택한계열과목이좋아서 185(10.04) 82(7.47) 103(13.83) 선택한계열과목을잘해서 38(2.06) 26(2.37) 12(1.61) 선택하지않은계열과목이싫어서 152(8.25) 103(9.38) 49(6.58) 선택하지않은계열과목을못해서 123(6.67) 99(9.02) 24(3.22) N 1,843 1, 자료 : 한국교육고용패널 1차년도일반고생자료 ( 일반고생중문과 / 이과표본 1,843 명 ) 적어도우리사회에서문과 / 이과의선택은개인의일생에걸쳐영향을미치는매우중요한결정임에도불구하고, 대학전공선택과정이나대학전공에따른노동시장성과등에관한연구는비교적활발히이루어지고있으나고교시절의문과 / 이과를연구의초점으로

10 4 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 두고살펴본연구는극히드물다. 1) 전세계적으로도문 이과로구분해교육을하고대입시험까지치르는나라는한국을비롯하여중국 일본등일부아시아국가에제한되어있는까닭에서인지이와관련된연구는매우드문실정이다. 이에본연구에서는고교시절문과 / 이과선택에따라이후의대학생이나노동시장에서의성과에있어어떠한차이를보이는지살펴보고자한다. 이를위해일반계고등학교를졸업하고 4년제대학에진학한표본을대상으로문과와이과졸업생으로나누어대학재학기간을비교하고대학전공에대한동일전공재선택의향을살펴보았다. 노동시장성과와관련해서는주로학교에서노동시장으로의이행과정에서의성과에초점을두고살펴보았는데고교계열에따른첫직장의구직기간, 임금수준, 괜찮은일자리취업여부및첫직장유지율등을분석하였다. 이를위해우선 Ⅱ장에서는이와관련된이론적배경및기존의연구들을살펴본후 Ⅲ, Ⅳ장에서는분석자료및기초통계 분석결과를제시하고, Ⅴ장에서결론으로정책적시사점을제시하고자한다. II. 선행연구 1. 전공또는계열에따른취업성과차이에대한연구 70% 가넘는학생들이일반계고등학교에진학하고있으며이들은때가되면예외없이문과또는이과를선택하게된다. 이러한결정에있어반드시어느한쪽을선택해야 1) 이는 70% 가넘는대학진학률속에서고교졸업 대학졸업 노동시장성과까지이어지는일련의과정을살펴볼수있는데이터가부족한것에서기인한것으로판단된다. 특히한국의경우대부분의남학생들이대학재학중군복무를하기때문에고교재학 취업까지의기간이오래걸리는데아직은이기간을충분히담아낼만한자료들이구축되지않아이러한연구가활발하지않은것으로생각해볼수있다. 엄밀히말해본연구도문과또는이과를선택하는시기의표본을대상으로하지않고사후적으로고교계열을변수로포함하여분석을시도하였으며동일년도출생코호트를대상으로한연구가아니기때문에노동시장성과나대학생활을직접적으로비교하는것에한계가따른다. 앞으로청소년 청년기를아우르는패널자료가장기간에걸쳐구축될경우더욱심도있고정확한연구가이루어질수있을것으로기대된다.

11 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 5 하며결정이이루어진후에는대학진학이나직업선택과정에서상당한칸막이로작용하게된다. 이처럼문과 / 이과의선택이개인의일생에걸쳐영향을미치는매우중요한결정임에도불구하고이를전적으로개인의선택영역으로여겨서인지문 이과선택에따라이후의삶에서의차이에대한연구들은부족한실정이다. 문과또는이과선택과관련해서성별, 성적, 수학 과학과목의성적, 교육목표등을토대로문 이과선택에대한분석을시도한연구 ( 최승현 송순희, 1993) 나대학에서의수학과목에대한학업성취도에대한요인의하나로고교계열을포함시켜분석을한연구 ( 김병무 김규상, 1998), 중학생들을대상으로흥미, 과학분야, 기계에대한효능감등을매개로하여진학계열선택에대한분석을시도한연구 ( 윤미선, 2009) 가있었으나이들연구의경우극히제한적인표본에대한조사를통해도출된결과이기때문에일반화된결과를얻기에는한계가있다. 최근들어개인적차원이아닌기업성과의차원에서이사회의문과및이과의비율이이사의승진과기업성과에미치는영향에대해일본의사례를살펴본연구 ( 차운아 정태훈, 2012) 가수행되기도하였는데해당연구에서는기업에해당계열출신이사들이많을수록동일계열의사람을새로운이사로선임하려는경향이높은것으로나타났으며, 문과출신의이사가이사회에서차지하는비중이높아지면기업성과에일정부분부정적인영향을미치는것으로나타났다. 고교계열과관련하여앞서언급한몇몇연구들을제외하고는고교계열을중요한변수로여기고분석을실시한연구는드문실정이다. 특히고교계열에따라이후의대학진학및취업까지의동태적인연구는전무한실정이다. 다만, 대학의전공또는계열에따른노동시장성과와관련해서는연구가비교적활발히수행되고있으며이에대한다양한접근이이루어지고있다. 류재우 (2004) 의연구에서는한국노동패널 1 4 차년도자료를가지고 상대적으로이공계의경제적지위가낮으며최근에더욱하락해왔을것 이라는가설하에 4년제대학의과학기술계열전공이수자들의경제적지위및지위의변화에대한여타전공이수자와의비교를시도하였다. 이를통해이공계기피현상의원인을찾고자하였는데분석결과소득측면에서는이공계출신은임금프리미엄을거의받지못하고있으며특히자영소득이상대적으로낮은것으로나타났다. 더불어평생소득도낮은것으로나타났다. 다만, 상대적으로이공계의경제적지위가낮다는사실은확인되었으나그러한현상이최근에더욱하락했을것이라는가설은지지되지않는것으로분석되었다.

12 6 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 박성준 (2004) 은한국노동패널 1 4 차년도자료를활용하여대졸이상의학력을가진인문사회계출신및이공계출신표본을대상으로 (2년, 4년 ) 직장유지율과취업이탈률, 이직과정에서의상향 / 하향이동등의분석을실시하였다. 분석결과직장유지율에있어외환위기전에는인문사회계출신및이공계출신간직장유지율에큰차이가없었으나외환위기를경험한이후이공계출신의직장유지율이급격히떨어지는현상이발견되었으며직장이동과정에서의사회적신분상승가능성에있어서도이공계출신의경우오히려지위가하락하는경우가많은것으로나타났으며보수수준또한이공계출신이상대적으로열악한것으로분석되어이공계기피현상이이공계인력의노동시장에서의불리함에서기인한다고주장하였다. 장수명 서혜애 (2005) 는대학수학능력시험성적및한국노동패널자료를이용하여이공계기피의정도를파악하고그원인을경제적이유에서찾고자하였다. 분석결과전공수익률에있어공학계열은사회 인문 예술계열보다임금및소득이평균적으로높으나수익률은 4~7% 정도높은수준이며동시에경력에따라증가하기도하나, 자연계열은타계열보다크게낮은것으로나타났고, 공학계열, 자연계열모두의약계열에비해상대적으로크게낮았다. 또한이공계졸업자는직업경력에서불연속성을경험할가능성이높았으며, 특히공학계열의소득과직장안정성에대한불만족도도매우높은것으로나타나이공계기피현상이이공계의상대적과잉공급, 제조업중심의이공계인력수요의변화, 질적고양을동반하지않는전반적인고학력화와대학졸업자의증가로이공계졸업자의희소성저하 ( 이공계훈련의상대적고난도와과잉배출로인한시장의저평가 ) 에기인한것으로풀이하였다. 2. 취업성과에영향을미치는요인 전공또는계열이외에도졸업후취업성과에영향을미치는다양한요인들이존재한다. 대학졸업자의취업성과에영향을미치는요인들에대해서는비교적연구가활발히이루어지고있다. 여기서는본연구에서이용한변수들을중심으로대학졸업후취업성과에영향을미치는요인들에대한선행연구들을살펴보기로한다. 취업성과에영향을미치는요인중개인특성이나배경에관련된변수로흔히언급되는성별에대해서는대부분의연구에서남성이여성보다나은성과를거두는것으로나타나고있으며 (Gomez, Ramos and Sanchez, 2001; Mills and Präg, 2014; 장홍근,

13 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) ; 김안국, 2003; 채창균외, 2004; 이규용 김용현, 2003; 박성재 반정호, 2006) 부모의사회경제적지위와관련해서는 Blau and Duncan(1967) 의지위획득모형에서와같이대체로부모의학력과소득이높을수록일자리를가질확률또는보다나은일자리를얻을가능성이큰것으로보고되었다 (Neumark and Joyce, 2001; Corak, 2006; Björklund, Lindahl, & Lindquist, 2010; 방하남 김기헌, 2001; 성효용 김민경, 2003). 대학의특성이나대학재학중의경험이취업성과에미치는영향을살펴보면무엇보다도출신대학의위세에따라취업확률이나임금수준에뚜렷한차이를보이고있음을비교적일관되게제시하고있다. 대학의소재지가졸업후의취업성과에영향을미치는중요한요소로언급되고있는데, 상대적으로위세높은대학이몰려있는서울소재대학졸업자들의경우취업확률이나임금, 정규직취업등에서비서울소재대학졸업자들에비해취업성과가좋은것으로나타났다 ( 황여정 백병부, 2008; 채창균 김태기, 2009; 이규용 김용현, 2003; 류장수, 2005; 오호영, 2007). 대학입학이보편화단계에접어들어단순히대학졸업장만으로는더이상노동시장에서의차별화가어려운실정이며상당수의대학생들이학교공부이외에도대학재학중에복수전공, 어학연수, 자격증취득등을통해경쟁력제고를꾀하기도한다. 우선복수전공이나부전공, 연계전공등의영향력을살펴본선행연구들을보면황여정 백병부 (2008) 는복수전공 부전공 연계전공등을포괄하는다 ( 多 ) 전공이수여부를변수로포함하여취업여부, 대기업정규직취업여부등의측면에서취업성과에대한영향을살펴보았다. 분석결과다 ( 多 ) 전공이수는취업자체에별다른도움이되지않았으며대기업취업확률에도통계적으로유의미한결과를나타내지는않았다. 채창균 김태기 (2009) 는청년층의취업준비노력으로학과공부몰입, 복수전공 ( 부전공, 연계전공 ) 이수, 해외어학연수, 재학중일자리경험, 자격증취득, 공무원이나공단 ( 공사 ) 시험준비, 사교육참여, 휴학등이실제취업성과와어떻게연결되는지를분석하였다. 복수전공 ( 부전공, 연계전공 ) 이수여부와관련해서는전문대졸업생의경우취업가능성에별다른영향을미치지않는것으로나타난반면, 4년제대학졸업생의경우복수전공이수여부가취업가능성에일정한영향을미치고있었다. 4년제대학졸업생의경우복수전공이남학생의취업가능성을높이는데반해, 여학생의경우오히려취업가능성을낮추는것으로나타났다. 남성일 민주홍 (2011) 은한국직업능력개발원에서실시한 교육 - 노동시장생애경로

14 8 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 조사 자료와교육과학기술부의 교육통계연보 및행정통계들을연결하여만든 1982 년, 1992년 ( 졸업정원제이후코호트 ), 2002년 ( 정원자율화시대코호트 ) 4년제대졸자의교육정보와직업력자료를이용해대학원이수, 복수 ( 이중 ) 전공 부전공이수에따른노동시장에서의중장기수익률을분석하였다. 분석결과복수전공및부전공을추가적으로이수한경우임금프리미엄이 5~8% 수준을나타냈으나, 최근의졸업생코호트에서는계수추정치도낮아지고유의성도상실하여최근졸업생들의경우고등교육의양적팽창및 90년대중반학부제의도입등으로인해복수전공및부전공이수자가급증하여복수전공및부전공이추가적인임금향상에는영향을주지못하는것으로결론내렸다. 대학재학중의근로경험이노동시장이행에미치는영향에대해서는상이한분석결과가존재하는데재학중근로에빼앗기는시간으로인해인적자본축적에방해가될것이라는주장이있는반면재학기간중의근로가직업세계에대한이해의폭을넓히고학교에서다루지못한부분에대한보완작용을통해지식의증가및숙련향상을가져와졸업이후노동시장에서의일자리궁합 (job match) 을높이는데도움이될것이라고주장한다. 실증분석결과들을살펴보면대졸청년층의재학중근로경험을 정규직경험, 시간제취업경험, 현장실습경험, 창업경험 으로세분하여노동시장이행효과, 취업효과, 임금효과에미치는영향에대해살펴본박성재 반정호 (2006) 의연구에서는대학종류및세분화된근로경험의종류에따라조금씩차이를나타내기는하였으나대체적으로재학중근로경험은첫일자리로의이행확률을높이는것으로나타났으며임금에영향에대해서는대체적으로전문대졸업자에게는 (+) 의영향을미치는반면 4년제대졸자에게있어서는 (-) 의영향을미치는것으로나타났다. 남기곤 윤진호 이시균 (2010) 의연구에서는재학중일자리경험이일반대학졸업자와전문대학졸업자간에상반된효과를보이고있는데재학중일자리경험은전문대학졸업자에게는 (+) 의영향을미치지만, 일반대학졸업자에게는오히려 (-) 의효과를미치는것으로나타났으며재학중일자리를경험한학생들의취업후시간당임금이상대적으로낮은것으로나타나기도하였다. 이외에재학중근로경험이노동시장이행에긍정적인역할을하지못함을보여주는연구 ( 김우영, 2002; 김준영 전용석, 2004; 임천순 유진봉, 2004) 도있으며, 이규용 김용현 (2003) 의연구에서는대학재학중의아르바이트경험이대학졸업후의미취업탈출확률은높이지만첫직장임금에는오히려 (-) 의영향을미치고있는것으로나타났다. 재학중자격증취득이취업성과에미치는영향을살펴본연구를보면전반적으로긍

15 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 9 정적인영향을미치는것으로분석되고있다. 예컨대자격증이취업확률을높인다는연구 ( 강순희 박성재, 2002; 김우영, 2002; 김안국, 2003) 와더불어자격증이 5.5~9.9% 가량의임금상승효과가있다는연구 ( 이상준, 2006) 도존재한다. 이에반해자격증은성별, 대학유형등자격증취득자의특성에따라그효과가상이하게나타난다는연구도보고되고있다 ( 김안국 강순희, 2004; 이규용 김용현, 2003). 어학연수경험이취업성과에미치는영향과관련해서는비교적일관되게어학연수경험이취업에긍정적인영향을미치고있음제시하고있다 ( 진미석 한상근, 2002; 이계형 김경근, 2008; 박천수, 2009; 안준기, 2009). 이와더불어대학재학중전공을불문하고전문자격또는공무원시험을준비하는경우가상당하다. 좀처럼식지않는전문자격, 공무원시험준비열기는우리사회청년층고용시장의불안정성을보여주는단면이자한국의고등교육단계에서의하나의특징이라할수있을것이다. 모든이들이준비한시험에합격할수는없는노릇인가운데공무원또는전문자격시험준비가취업성과에미친영향에대한연구에서는시험준비가재학기간을지연시킴과동시에취업을지연시키고임금측면에서도불리한영향을미치는것으로나타났다 ( 오호영, 2006; 김태일, 2011). Ⅲ. 분석자료및기초통계분석 1. 분석자료 본연구에서는일반계고등학교출신의 4년제대학졸업자를대상으로그들의고교계열 ( 문과 / 이과 ) 별로대학생활및초기노동시장성과를살펴보기위해한국고용정보원의 2009 년대졸자직업이동경로조사 (Graduates Occupational Mobility Survey: 이하 2009 GOMS) 자료를이용하여분석을시도하였다 GOMS는 2008 년 8월및 2009년 2월대학졸업자 480,193 명중 18,274 명을표본으로하여이들이학교를졸업한약 20 개월후에조사가이루어졌으며, 이후 2년이경과한시점에추적조사 (1회 ) 를실시한다. 따라서현재의청년층에대해서고교 대학 ( 남성의경우군복무기간포함 ) 대학졸업까지장기간

16 10 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 에걸친추적조사가부족한실정에서 2009 GOMS 는대졸자의고교생활및대학생활, 대학졸업후의상황까지전반적인상황을살펴보기에적합한자료라할수있다. 본연구에서는전체조사대상가운데고교및대학의이질적특성차이로인한편의가능성을배제하기위해우선일반계고교졸업자만을대상으로하였으며대학의특성과관련해서는 2 3 년제전문대학졸업생을제외하고 4년제대학졸업자만을대상으로그들의고교계열 ( 문과또는이과 ) 별효과를살펴보고자시도하였다. 다만 사업체위탁 유형으로대학에입학한경우와입학당시연령이만 30세를넘는경우분석에서제외하였다. 또한편입학의경우살펴보고자하는중요한측면인대학생활 ( 재학기간, 현재전공에대한동일전공선택의향등 ) 이일반적으로입학하여졸업한경우와차이를보일것으로판단하여최종졸업대학에편입학을통해대학에들어간경우는분석에서제외하였다. 이러한조건들을통해최종적으로 7,756 명의일반계고교출신 4년제대학졸업생을대상으로그들의고교계열이대학재학기간및취업성과에미치는영향을살펴보았다. 2. 연구가설및변수구성 고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및초기취업과정에서의차이를살피고자다음과같이몇가지연구가설을설정하였다. Ⅰ. 고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따라대학생활에차이를보일것이다. Ⅰ-1. 고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따라대학재학기간에차이가있을것이다. Ⅰ-2. 고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따라대학전공재선택의향에차이가있을것이다. Ⅱ. 고교계열은대학생활뿐만아니라노동시장성과에도영향을미칠것이다. Ⅱ-1. 고교계열 ( 문과 / 이과 ) 별로대학졸업후구직기간에차이가있을것이다. Ⅱ-2. 고교계열 ( 문과 / 이과 ) 은첫직장의임금수준이나괜찮은일자리를얻을가능성도차이가있을것이다. Ⅱ-3. 고교계열에따라첫직장에서의고용안정성에도차이를보일것이다. 이처럼고고계열에따라대학생활뿐만아니라대학졸업후노동시장성과에도차이가있을것으로가설을세우고이러한가설에대해실증적으로확인하기위해대학재학기

17 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 11 간 ( 졸업까지의소요기간 ), 임금수준, 첫직장유지율등에대해종속변수의특성에맞는통계적모형을설정하여분석을실시하되각모형에는동일한설명변수를이용하여모형의일관성을유지하고자하였다. 분석에이용한변인들에대한설명은다음과같다. 가. 종속변수 본연구에서는일반계고출신의문과 / 이과학생을대상으로그들의대학생활과노동시장초기성과를살펴보고자하였다. 이를위해대학생활특성과관련한종속변인으로 1 대학재학기간과 2 ( 현재전공에대한 ) 동일전공선택의향을설정하였고변인의특성에따라다중회귀분석과로지스틱회귀분석을실시하였다. 또한노동시장성과와관련한종속변인으로는대학졸업후 1 첫직장진입소요기간, 2 ( 로그 ) 첫직장임금, 3 첫직장의괜찮은일자리여부와더불어 4 첫직장의 2년유지여부로설정하였다. 분석에이용한종속변수들의표본수와관련하여첫직장임금과첫직장진입소요기간분석의경우 2009 GOMS 3차년도자료까지직장을가진것으로나타난 7,385명에대해분석이이루어졌으며 2년직장유지여부에대해서는미취업또는첫직장을늦게얻어 2009 GOMS 3차년도자료까지 2년이지나지않은표본을제외한 6,175 명의표본을통해분석을실시하였다. 나. 독립변수 고교계열에따른대학생활과취업과정에서의차이를살펴보기위해고교계열과더불어선행연구들을통해대학생활또는취업성과에영향을미치는것으로언급된변수들을독립변수로구성하였다. 개인및가구의배경과관련해서는성별, 모 ( 母 ) 의학력, 대학입학당시가구소득을포함하였고대학특성및대학재학중의경험과관련해서는대학의설립형태, 주야간여부를포함하여서울지역에상대적으로위세가높은 4년제대학이많을것으로판단하여대학의소재지를서울과그렇지않은지역으로더미로투입하였다. 더불어재수를경험한학생과그렇지않은학생의경우대학생활에큰차이를보일것으로판단하여대학입학과정에서재수경험여부를포함하였으며대학재학중근로경험, 복수전공 ( 부전공, 연계전공포함 ) 이수여부, 어학연수경험, 자격증취득여부등을각각의종속변수에대해동일

18 12 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 하게모형에포함시켜분석하였다. 3. 기초통계분석 가. 분석에이용한변수설명및기초통계 앞서언급한종속변수들과독립변수들에대한기초통계는 < 표 2> 에제시되어있다. 노동시장성과와관련해서분석에이용한 4년제대졸자의첫직장진입에소요되는기간은평균 8.698개월 ( 대학졸업이전에취업한경우는구직기간을 0으로처리함 ) 로나타났으며 58.5% 는대학졸업후첫직장을 2년동안유지하는것으로나타났다. 선행연구들에따라본연구에서도 괜찮은일자리 라고지칭한공공기관또는 300인이상의대기업에정규직으로첫직장을갖게된경우는 19.3% 였다. 개인및가구특성을살펴보면남성이 58.2%, 여성이 41.8% 로남성의비중이다소높았으며교육연한으로환산한모 ( 母 ) 의학력 2) 은 년으로평균적으로고졸정도의학력을가진것으로나타났다. 입학당시가구소득은 만원미만이라고응답한비율이가장높은가운데좌변사행하는형태로분포되어있었다. 대학특성및대학생활과관련해서는국공립대학을졸업하였다고응답한비율이 24.3% 였고야간대학을졸업한비율은 4.0% 로나타났다. 서울지역대학을졸업한비율은 27.3% 였으며 24.8% 는재수 ( 삼수포함 ) 를통해대학에입학했던것으로나타났다. 대학재학중 18.9% 는복수전공이나부전공또는연계전공을이수하였고 58.4% 는재학중에일을한경험이있었다. 졸업생의 21.8% 는재학중어학연수경험이있었으며 62.7% 는대학재학중자격증을취득하였다. 대학재학중전문자격, 공무원시험을준비한경험이있다고응답한비율은 18.7% 로나타났다. 대학생활과관련해동일전공선택의향을중요한변수로파악을하고분석을시도하였다. 여기서는 전공을다시선택할수있다면동일전공학과를선택하시겠습니까? 라는질문에 그렇다 고응답한경우와 아니다 라고응답 2) 가구배경을살펴보기위한변수의하나로부모의학력을살펴봄에있어본연구에서는교육연한으로환산한모 ( 母 ) 의학력을이용하였다. 부모학력을각각사용할경우다중공선성이우려되는상황에서어느한쪽의학력을이용하되부 ( 父 ) 의학력에비해모 ( 母 ) 의학력이자녀의교육과관련한활동및의사결정에더큰영향을미치며 ( 이주호 김선웅, 2002; Tansel and Bircan 2006; 김경근 황여정, 2009) 사회내에서의해당가구의계층의영향을더욱크게반영한다는의견 ( 박환보, 2011) 에따라본연구에서도모 ( 母 ) 의학력을이용하였다.

19 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 13 한경우에대해살펴보았다. 동일전공선택의향에대해응답자의 57.8% 만전공을다시선택할수있다면동일전공을선택할것이라고응답하였고 42.2% 는전공이그렇지않을것이라고응답하였다. 본연구의주된관심사인고교계열과관련해서는일반계고문과졸업생이 54.8% 였으며이과를졸업하였다고응답한비율은 45.2% 로나타나문과를졸업한일반계고출신 4년제대학진학자가많은것으로나타났다. < 표 2> 분석에이용한변수설명및기초통계 ( 일반계고출신 4년제대학졸업자기준 ) 평균표준편차 노동시장성과 개인및가구배경 대학특성및대학생활 첫직장진입소요기간 ( 개월 ) 로그첫직장임금 첫직장 2년유지여부 첫직장의괜찮은일자리여부 ( 공공기관또는 300 인이상사업체의정규직 =1) 성별 ( 남성 =1, 여성 =0) 모 ( 母 ) 의학력 ( 년 ) 입학당시가구소득 (100만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 (500만원이상 ) 대학설립형태 ( 국공립 =1, 사립 =0) 대학주야간 ( 야간 =1, 주간 =0) 대학소재지 ( 서울 =1) 재수경험여부 복수전공, 부전공, 연계전공이수여부 대학재학중근로경험 대학재학중어학연수경험 대학재학중자격증취득여부 대학재학중전문자격, 공무원시험준비경험 동일전공선택의향 ( 예 =1, 아니오 =0) 대학재학기간 ( 개월 ) 3) 고교계열고교계열 ( 문과 =1, 이과 =0) N 7,756 주 : 첫직장 2년유지여부의경우 N=6,175 임. 3) 대학재학기간과관련하여 6 년제학제로편성되어있는의예과, 치의예과등의경우 6 년을 4 년으로환산하고 6 년을초과한만큼을 4 년에추가하여재학기간으로계상하였다.

20 14 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 나. 고교계열에따른대학생활차이 일반계고등학교출신의 4년제대학졸업자를대상으로대학생활에차이가있었는지를살펴보기위해대학재학과정에서의경험과관련한변수들을위주로이과출신집단과문과출신집단간의차이를 < 표 3> 과같이살펴보았다. < 표 3> 고교계열에따른대학생활차이 ( 단위 : 명, %) 이과 문과 재수경험 재수비경험 2,630 (75.1) 3,203 (75.3) 재수경험 873 (24.9) 1,050 (24.7) 0.06 어학연수 복수전공 재학중근로 공무원또는전문자격시험준비 자격증취득 동일전공선택의향 어학연수비경험 2,756 (78.7) 3,310 (77.8) 어학연수경험 747 (21.3) 943 (22.2) 복수전공비이수 3,013 (86.0) 3,278 (77.1) 복수전공이수 490 (14.0) 975 (22.9) 재학중근로비경험 1,437 (41.0) 1,788 (42.0) 재학중근로경험 2,066 (59.0) 2,465 (58.0) 시험준비비경험 2,973 (84.9) 3,331 (78.3) 시험준비경험 530 (15.1) 922 (21.7) 재학중자격증비취득 1,269 (36.2) 1622 (38.1) 재학중자격증취득 2,234 (63.8) 2631 (61.9) 아니오 1,558 (44.5) 1,712 (40.2) 예 1,945 (55.5) 2,541 (59.8) N 3,503 4, *** *** 3.00* 14.04*** 우선대학입학과정에서재수를경험하고대학에입학한비율을비교해보면이과출신의경우 24.9% 가재수를통해대학에입학한것으로나타났고문과출신의경우 24.7% 가재수를경험한것으로나타났는데통계적으로유의미한차이는아니었다. 대학재학중의경험과관련해서어학연수를경험한비율은이과출신과문과출신에서각각 21.3% 와 22.2% 로나타나문과출신의해외어학연수비율이높게나타났으나이또한통계적으로유의미한차이는아니었다. 복수전공 ( 부전공, 연계전공포함 ) 을이수한비율은이과출신이 14.0%, 문과출신이 22.9% 로문과출신의복수전공 ( 부전공, 연계전공포함 ) 비율이통계적으로도 1% 수준에서

21 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 15 유의미하게높은것으로나타났다. 대학재학중공무원또는공단 ( 사 ), 교원임용시험또는전문자격시험을준비했던경험에대해서는이과출신에서 15.1%, 문과출신의경우 21.7% 가그러한경험이있다고응답해문과출신학생들의공무원또는전문자격시험준비경험비율이높은것으로나타났으며자격증취득과관련해서는이과의경우 63.8%, 문과는 61.9% 의졸업생이재학중자격증을취득한것으로나타났다. 전공을다시선택할수있다면동일한전공할것인지에대해이과출신의경우 55.5% 가 예 ( 동일전공재선택 ) 라고응답한반면문과출신의경우해당비율이 59.8% 에달해문과출신의경우현재의전공에대한재선택의향이높은것으로나타났다. 앞서살펴본대학재학중의경험이외에대학재학기간을살펴보는것도두집단의대학생활을간접적으로비교해보는중요한분석이될수있다. 대학재학기간은앞서살펴본대학재학중경험들 ( 재학중근로, 어학연수, 전문자격시험준비, 자격증취득 ) 의차이의결과를나타내는것일수도있으며취업과정에서기업체의입장에서는하나의선별기제로, 구직자의입장에서는대학재학기간동안투입한노력에따라선호하는일자리에대한기대치가형성될수도있기때문이다. 한국의경우분단이라는특수한상황에놓여있고대다수의남학생들이대학재학중군복무를수행하고있다. 문 이과를선택하는성비에차이가있어군복무를감안하지않고단순히문 이과로나누어대학재학기간을비교하면자연스레남학생의비중이높은이과출신의대학재학기간이길게나올가능성이있다. 이를감안하여성별로도나누어문 이과출신의대학재학기간을살펴보았다. < 표 4> 에는고교계열에따른대학재학기간이제시되어있다. < 표 4> 고교계열에따른평균대학재학기간차이 ( 단위 : 개월, %) 이과 문과 검정통계량 ( ) 남성 평균재학기간 ( 개월 ) [ 표준편차 ] 86.3 [15.3] 85.9 [15.7] N (%) 2,420 (53.6) 2,095 (46.4) 1.01 여성 평균재학기간 ( 개월 ) [ 표준편차 ] 57.4 [11.3] 58.6 [11.1] N (%) 1,083 (33.4) 2,158 (66.6) -2.74*** 전체 평균재학기간 ( 개월 ) [ 표준편차 ] 77.4 [19.5] 72.0 [19.2] N (%) 3,503 (45.2) 4,253 (54.8) 12.19*** 주 : *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 수준에서통계적으로유의함.

22 16 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 전체적으로살펴보면이과출신의경우 4년제대학을졸업하는데 77.4 개월 (6.45 년 ) 이걸리는것으로나타났으며문과출신은 72.0 개월 (6.00 년 ) 이소요되는것으로나타났다. 성별로나누어살펴보면이과출신남성의경우졸업에 86.3 개월 (7.19 년 ) 이소요되고있었고문과출신남성의경우 85.9 개월 (7.16) 년이필요한것으로나타났다. 여성의경우이과출신이 57.4 개월 (4.78 년 ), 문과출신은 58.6 개월 (4.88 년 ) 이경과해야졸업을하는것으로분석되었다. 다. 고교계열에따른초기노동시장성과차이 고교계열에따른대학생활차이를살펴본데이어취업과정에서의차이를살펴보기로하자. 주로학교에서노동시장으로의이행 (transition from school to work) 과정에서의초기성과를중심으로살펴보고자하는데대학졸업후첫직장에서의임금, 첫직장진입소요기간, 괜찮은일자리취업여부를중심으로그차이를살펴보기로한다. < 표 5> 에는고교계열에따른첫직장임금및첫직장진입소요기간에대해서고교계열에따른차이가나타나있는데단순히고교계열별로대학졸업후첫직장에서의임금을살펴보았을때이과출신의임금수준이높은것으로나타났으며첫직장에진입하기까지소요되는기간 ( 대학졸업이전에취업한경우는구직기간을 0으로처리함 ) 은이과출신이 8.39 개월, 문과출신이 8.95 개월로나타나문과출신에비해이과출신이대학졸업후좀더빨리첫직장을구하는것으로나타났다. < 표 5> 고교계열에따른첫직장임금및첫직장진입소요기간차이 이과 문과 검정통계량 ( ) 로그첫직장임금 [ 표준편차 ] 5.26 [0.48] 5.11 [0.49] 12.92*** 첫직장진입소요기간 ( 개월 ) [ 표준편차 ] 8.39 [11.52] 8.95 [11.57] -2.06** N (%) 3,339 (45.2) 4,046 (54.8) 공공기관또는종사자 300인이상의기업에대기업에정규직으로취업한경우를괜찮은일자리에취업한것으로상정하고비교한결과에있어서는이과출신의경우 24.5% 가괜찮은일자리에취업한것으로나타난반면문과출신의경우그비율이 15.1% 에그쳐앞선결과들과종합하여살펴보았을때상대적으로이과출신의취업과정에서의성과가더양호한것으로볼수있었다.

23 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 17 < 표 6> 고교계열에따른괜찮은일자리취업여부차이 ( 단위 : 개월, %) 이과 문과 검정통계량 ( ) 미취업또는이외의일자리취업 2,646 (75.5) 3,612 (84.9) 괜찮은일자리취업 857 (24.5) 641 (15.1) *** N 3,503 (100.0) 4,253 (100.0) 주 : *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 수준에서통계적으로유의함. 경력개발을위해비교적이직이잦은청년층초기노동시장의특성상더나은일자리로의이직에따른직장비유지사례도있을수있으나직장유지 (job retention) 에대한분석은일반적으로노동시장의불안정성 (instability) 을측정하는하나의방편으로이용된다. 금재호 조준모 (2001) 는 한국노동패널조사(KLIPS) 1 2 차년도자료를가지고직장유지율을통해외환위기전후한국노동시장의불안정성정도를측정하였고박성준 (2004) 은인문계와이공계졸업생들의 2년, 4년직장유지율에대한비교를통해전공계열별고용안정성의차이를살펴보았다. 여기서도본연구의분석대상이되는비슷한시기에 4년제대학을졸업한집단을대상으로고교계열별로대학졸업후첫직장에서의 2년유지여부에대한비교를실시하였다. 분석결과고교계열이이과였던경우대학졸업후첫직장을 2년동안유지한비율이 61.9% 인반면 38.1% 는 2년내에이직을하거나해당직장을그만두는것으로나타났다. 이에반해문과출신의경우대학졸업후첫직장에대한 2년유지율이 55.7% 로나타나이과출신에비해첫직장 2년유지율이낮은것으로나타났다. 경력개발을위한더나은일자리로의이직을감안한다하더라도현재상당수의대졸자들이비정규직으로사회에첫발을내딛음을고려해본다면첫일자리의고용안정성측면에서이과출신대졸자의일자리가상대적으로양호함을추론해볼수있다. < 표 7> 고교계열에따른첫직장 2년유지여부 ( 단위 : 개월, %) 이과 문과 검정통계량 ( ) 첫직장 2년비유지 1,059 (38.1) 1,503 (44.3) 첫직장 2년유지 1,722 (61.9) 1,891 (55.7) *** N 2,781 (100.0) 3,394 (100.0) 주 : *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 수준에서통계적으로유의함.

24 18 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅳ. 고교계열에따른대학생활및취업성과분석 Ⅲ장에서는분석에이용한변수들의기초통계와더불어고교계열에따른초기노동시장성과차이들을간단히살펴보았다. 이러한분석에이어고교계열별로대학생활및취업과정에서의차이를보다정교하게살펴볼필요가있다. 이에따라 Ⅳ장에서는로지스틱회귀분석, 콕스비례위험모형, 다중회귀분석등의다양한통계적분석방법을이용해동일전공선택의향, 직장유지, 첫직장임금, 첫직장진입소요기간등고교계열에따른초기노동시장성과에대한분석을실시하고자한다. 1. 고교계열에따른대학재학기간에대한분석 대학재학기간동안선택한전공에대한학과공부이외에도다양한경험을통해본인의적성을고민하기도하고졸업후노동시장에서활용할외국어, 컴퓨터활용능력등을함양하기도한다. 본인이원하는일자리를갖고자때로는휴학을통해오랜기간준비를하기도한다. 이에따라대학기간을대학생활을나타내는하나의중요한변수로판단하고김태일 (2011) 의연구와같이월 ( 月 ) 단위로측정된대학재학기간을종속변수로하여개인및가구특성, 대학특성및대학생활등을독립변수로포함한다중회귀분석을실시하였다. 분석모형은다음과같다. 재학기간 개인및가구특성 대학특성및대학생활 고교계열 대학재학기간에대한다중회귀분석결과는 < 표 8> 에제시되어있다. 분석결과를살펴보면성별로는남성인경우여성인경우에비해재학기간이 28.7 개월늘어나는것으로나타났으며이는남학생의경우대학재학기간중대부분이군복무를함에따라나타나는필연적결과라볼수있다. 재수를통해대학에입학한경우그렇지않은경우에비해재학기간이 6.1 개월가량짧은것으로분석되었는데재수를경험할경우타인에비해늦

25 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 19 은나이에노동시장에진입하게되므로이를만회하고자상대적으로빨리졸업을하고자노력할것으로예상된다. 어머니의학력수준이높을수록대학재학기간이짧은것으로나타났으며범주형으로구분한대학입학당시가구소득변수에대해서는통계적으로유의미한값은아니었지만기준변수로활용한가장높은수준의소득에대해모두 (-) 의계수값을보이고있었고소득이낮은경우계수값의절대값이큰것으로나타나전반적으로소득이낮은경우졸업까지오랜기간이소요되는것을유추해볼수있었다. < 표 8> 고교계열에따른대학재학기간 ( 개월 ) 에대한다중회귀분석결과 변수명 상수항 *** 개인및가구특성 대학특성및대학생활 성별 ( 남성 =1, 여성 =0) *** 재수경험여부 *** 모 ( 母 ) 의학력 ( 년 ) *** 입학당시가구소득 (100 만원미만 ) * 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 (500 만원이상 ): 기준변수 대학설립형태 ( 국공립 =1, 사립 =0) *** 대학주야간 ( 야간 =1, 주간 =0) 2.070*** 대학소재지 ( 서울 =1) 4.723*** 복수전공, 부전공, 연계전공이수여부 대학재학중근로경험 2.100*** 대학재학중어학연수경험 6.888*** 대학재학중자격증취득여부 *** 대학재학중전문자격, 공무원시험준비경험 2.687*** 고교계열 고교계열 ( 문과 =1, 이과 =0) F Value *** N 7,756 주 : *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 수준에서통계적으로유의함. 대학특성과관련해서는국공립대졸업자의경우사립대졸업자에비해재학기간이짧

26 20 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 았으며야간대학을졸업한표본의경우재학기간이긴것으로나타났다. 복수전공 ( 부전공, 연계전공포함 ) 변수의경우 (+) 의계수값을보여복수전공을이수한학생들의재학기간이긴것으로분석되었으나통계적으로유의미한값은아니었으며재학중어학연수를경험했거나공무원시험 전문자격시험등을준비한경험이있는경우졸업에오랜기간이소요되었다. 반면, 대학재학중자격증을취득한경우그렇지않은집단에비해재학기간이짧은것으로나타났다. 본연구의주된관심사인고교계열변수의경우통계적으로유의미한수준에서의결과값이아니어서통계적으로고교계열에따라서재학기간에차이가있다고하기에는무리가있었다. 2. 고교계열에따른동일전공재선택의향에대한분석 대학진학에있어서고교계열과는다른계열에속하는전공을선택하여대학에진학하는 교차지원 제도가있기는하지만대다수는고등학교때선택한계열에속하는전공을선택하여대학에진학한다. 대학에서의전공은노동시장에서의직업선택과밀접한관련을가지고있어전공에대한애착이나전공만족도는개인의일생에있어삶의질을결정하는매우중요한요소가될수있다. 일반적으로고등학교때계열 ( 문과또는이과 ) 을결정하게되면주로해당계열내에서세분화된대학전공을탐색하게되고한번선택한계열이나전공은여간해서는바꾸기가쉽지않다. 여기서는전공을다시선택할수있어도현재의전공을또다시선택하겠다고응답한경우 (=1) 와그렇지않을것이라고응답한경우 (=0) 를이항변수로하여앞선재학기간분석에서와동일한독립변수들을활용해로지스틱회귀분석을실시하였다. log 개인및가구특성 대학특성및대학생활 고교계열 통계적으로유의미한결과를나타내는변수들을위주로살펴보면재수경험한경우그렇지않은경우에비해동일전공재선택의향이높았으며모 ( 母 ) 의학력이높을수록동일전공재선택의향이높았다. 대학의특성에따라서는국공립대학졸업생인경우와상위권대학이상대적으로많을것으로판단되는서울소재대학졸업자의경우동일전공

27 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 21 재선택의향이낮은것으로나타났다. 4) 복수전공 ( 부전공, 연계전공포함 ) 을이수한자들의동일전공선택의향이낮았는데전공이맞지않는경우상당수가복수전공을선택하여본인의적성이나흥미에맞는공부를하고자한결과로판단된다. < 표 9> 고교계열에따른동일전공선택의향에대한로지스틱회귀분석결과 변수 Wald 상수항 개인및가구특성 대학특성및대학생활 성별 ( 남성 =1, 여성 =0) 재수경험여부 0.196*** 모 ( 母 ) 의학력 ( 년 ) 0.027*** 입학당시가구소득 (100 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 0.131* 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 0.139* 입학당시가구소득 (500 만원이상 ) 대학설립형태 ( 국공립 =1, 사립 =0) 0.137** 대학주야간 ( 야간 =1, 주간 =0) 대학소재지 ( 서울 =1) * 복수전공, 부전공, 연계전공이수여부 *** 대학재학중근로경험 *** 대학재학중어학연수경험 *** 대학재학중자격증취득여부 *** 대학재학중전문자격, 공무원시험준비경험 ** 고교계열 고교계열 ( 문과 =1, 이과 =0) 0.225*** AIC SC Log L Likelihood Ratio Score Wald N 7,756 주 : *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 수준에서통계적으로유의함. 4) 이는채창균 (2013) 의연구에서언급한바와같이입학이상대적으로어려운대학일수록흥미와적성보다는대학의명성을좇아 해당대학에일단입학하고보자 는식으로성적에맞추어대학을선택한결과라판단된다. 하지만 GOMS 2009 자료의경우대학명과같은변수는제공하지않아대학의특성과관련한자세한분석에제약이있다.

28 22 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 이외에어학연수 자격증취득 전문자격 공무원시험준비경험이있는집단이동일전공재선택의향이낮았는데본인이선택한전공공부만을통해서는노동시장에서요구하는충분한요건을갖추거나본인이희망하는직업을갖는데한계가있다고판단해재학중에전공공부외에다른방향을통해인적자본축적노력을기울인것으로유추해볼수있다. 본연구에서의주된관심사인고교계열변수의경우 1% 유의수준에서통계적으로유의미한 (+) 의값을나타내어고교에서문과를선택한 4년제대졸자들의동일전공선택의향이이과를선택한집단에비해높은것으로나타났다. 문과의경우이과에비해상대적으로계열내대학에서의전공의차이가크지않아선택한전공에대해적성과전공이부합된다고느낄가능성이높을수있다. 또한문과계열의경우복수전공제도가상대적으로잘되어있고이를이수하기도용이해최초선택한전공이본인의적성에완전히부합되지않는경우에도복수전공등을통해입학당시선택한전공과상호보완을통해대학졸업시점에는전공에대한만족도를높였을가능성도있었기때문으로판단된다. 3. 고교계열에따른대학졸업후구직기간분석 이제학교에서노동시장으로의이행 (transition from school to work) 과정에서의성과를살펴보도록하자. 이를위한하나의요소로우선고교계열에따른대학졸업후첫직장이행까지의기간 ( 구직기간 ) 을살펴보기로한다. 대학졸업후취업또는미취업상태의지속간의시간간격 (time interval) 은다양한요인 (factors) 들의영향을받게된다. 다양한요인들의영향을분석하기위한방법으로흔히다중회귀분석 (multiple regression analysis) 을널리이용하는데대학을졸업한후계속미취업상태로남아있는경우다중회귀분석을이용하게되면이러한표본들은분석에서제외되는결과를낳는다. 즉, 우측절단 (right censored) 된사례를고려하지못하는것이다. 이같은한계를보완하고자비례적위험 (hazard) 모형인콕스비례위험모형 (Cox Proportional Hazard Model) 을통해논의를확장할수있는데여기서는졸업후첫직장을구하기까지의기간이생존기간이되며사건 (event) 이관측 ( 본연구에서는미취업상태에있다가취업을한경우사건이발생한것으로간주함 ) 된시점마다생존확률을산출한다. 여기서는대학졸업후월단위로환산한기간을활용하였으며우측으로절단된 (censored) 유형의경우 ( 조사시점까지구직상태에있는경우중도절단된것으로간주함 )

29 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 23 변수를 0 으로, 사건이발생했을경우 1 로처리하였고해저드함수 는사건 ( ) 이 관찰시점 ( ) 까지발생하지않았다는조건하에서, 관찰하고자하는사건이해당시점 에서발생할조건부순간탈출확률이된다. lim 이는다음의식을통해구체화할수있다. 사건발생확률에영향을미치는독립변수벡터를, 회귀계수를 하고두면비례위험회귀모형에서관측시점 에서의해저드는다음과같이표현할수있다. 여기서는미취업상태에서취업으로의이행확률을의미하는것이므로 (+) 의계수값은취업으로의탈출확률이높음 (= 구직기간이짧음 ) 을, (-) 의취업으로의탈출확률이감소하는것을의미한다. exp 앞선분석에서와동일한독립변수를활용하여대학졸업후구직 (= 취업으로의이행확률 ) 에대해분석한결과는 < 표 10> 에제시되어있다. 분석결과를살펴보면남성의첫직장이행기간이짧을가능성이높으며어머니의학력수준이높을수록이행기간이길어지는것으로나타났다. 소득의경우계수값의유의도나크기가일정한규칙성을보이지는않았으나전반적으로소득이낮은경우에이행기간이긴것으로나타났다. 대학생활과관련해서는복수전공이수경험, 재학중근로경험, 자격증취득등의경험은취업으로의탈출확률을높여이행기간을짧게하는것으로나타났으며대학재학중전문자격이나공무원등의시험준비경험은이행기간을길게하는것으로분석되었다. 주된관심변수인고교계열의경우통계적으로유의미한결과를보이지는않아고교계열에따라취업으로의탈출확률에차이를보인다고말하기는어려운것으로나타났다.

30 24 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 10> 첫직장이행기간에대한분석결과 (Proportional Hazard Model, Cox Regression) 개인및가구특성 대학특성및대학생활 변수명 성별 ( 남성 =1, 여성 =0) 0.061** 재수경험여부 모 ( 母 ) 의학력 ( 년 ) *** 입학당시가구소득 (100만원미만 ) ** 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) * 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) ** 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) ** 입학당시가구소득 (500만원이상 ) 대학설립형태 ( 국공립 =1, 사립 =0) 대학주야간 ( 야간 =1, 주간 =0) 대학소재지 ( 서울 =1) 복수전공, 부전공, 연계전공이수여부 0.072** 대학재학중근로경험 0.049** 대학재학중어학연수경험 0.108*** 대학재학중자격증취득여부 0.258*** 대학재학중전문자격, 공무원시험준비경험 *** 고교계열 고교계열 ( 문과 =1, 이과 =0) 모형 -2Log L 검정 AIC 통계량 SBC 귀무가설 Likelihood Ratio *** 검정 Score *** 통계량 Wald *** N 7,756 주 : *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 수준에서통계적으로유의함. 4. 고교계열에따른첫직장임금분석 졸업후빨리취업을한다고해서노동시장에서의성과가전적으로좋은것이라고하기는어렵다. 일자리의질은고려하지않은채무조건빨리취업을했다고해서그효과가긍정적이라고단언할수는없기때문이다. 이에따라졸업후이행하는노동시장의질을측정하기위한대리변수로첫직장임금을이용하였고, 첫직장임금에대해문과 / 이과별로차이가있는지를살펴보고자한다. 졸업후첫직장임금을분석하기위해앞선

31 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 25 분석에서이용한설명변수들을동일하게이용하여로그를취한첫직장에서의임금 ( 월기준 ) 에대해다중회귀분석을실시하였다. < 표 11> 첫직장임금에대한다중회귀분석결과 ( 종속변수 : 로그첫직장임금 ) 변수 상수항 5.052*** 개인및가구특성 대학특성및대학생활 성별 ( 남성 =1, 여성 =0) 0.259*** 재수경험여부 0.053*** 모 ( 母 ) 의학력 ( 년 ) 입학당시가구소득 (100 만원미만 ) *** 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) *** 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) *** 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) *** 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) *** 입학당시가구소득 (500 만원이상 ) 대학설립형태 ( 국공립 =1, 사립 =0) 0.045*** 대학주야간 ( 야간 =1, 주간 =0) 대학소재지 ( 서울 =1) 0.174*** 복수전공, 부전공, 연계전공이수여부 대학재학중근로경험 ** 대학재학중어학연수경험 0.096*** 대학재학중자격증취득여부 0.042*** 대학재학중전문자격, 공무원시험준비경험 *** 고교계열 고교계열 ( 문과 =1, 이과 =0) *** F Value 67.55*** N 7,385 주 : *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 수준에서통계적으로유의함. 첫직장임금에대한분석결과를살펴보면여성에비해남성이첫직장에서높은임금을받을확률이높았고재수를경험한자들의첫임금수준이높은것으로나타났다. 전반적으로입학당시의가구소득이낮은경우첫직장에서의임금수준이낮은것으로나타났으며대학특성에따라서는국공립대출신의첫직장임금이사립대졸업생의첫직장임금수준에비해높은것으로나타났으며상대적으로위세가높은 4년제대학일가능성이높은서울지역대학졸업생들의첫직장임금수준이높은것으로분석되었다. 대학재학중

32 26 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 의경험과관련해서는재학중근로경험이있는경우임금수준이낮았으며어학연수경험이나자격증취득경험이있는경우높은임금을받을확률이높게나타났다. 반면재학중전문자격, 공무원시험준비경험이있는경우에는상대적으로낮은임금을받을가능성이높았다. 본연구의주된관심사인고교계열변수의경우 1% 유의수준에서통계적으로유의미한 (-) 의값을나타내어고교계열이문과인경우이과출신졸업생들에비해낮은임금을받을가능성이높은것으로나타났다. 5. 고교계열에따른괜찮은일자리취업성과분석 고교계열별로대학졸업후취업성과에미치는영향을살펴보기위한또다른분석으로황여정 백병부 (2008), 백병부 유백산 (2011), 이필남 김경년 (2012) 등의연구에서와같이괜찮은일자리를정의한후괜찮은일자리에취업한경우 (=1) 와그렇지않은경우 ( 미취업또는괜찮은일자리이외의일자리에취업 (=0)) 에대한로지스틱회귀분석을실시하였다. 본연구에서는 300 인이상대기업또는공공기관의정규직취업을괜찮은일자리취업으로정의하였는데이에대한분석결과는 < 표 12> 에제시되어있다. 통계적으로유의미한결과를보이는변수를중심으로살펴보면, 남성의괜찮은일자리취업확률이여성에비해높았으며입학당시가구소득이낮은경우전반적으로괜찮은일자리취업확률이낮았다. 국공립대학및서울소재대학출신의경우괜찮은일자리취업확률이높았으며, 야간대학출신의경우괜찮은일자리취업확률이낮았다. 대학재학중경험과관련해서는어학연수경험, 재학중자격증취득경험이있으면괜찮은일자리를얻을확률이높은반면재학중전문자격, 공무원시험준비경험이있는이들의괜찮은일자리취업확률은낮았다. 고교계열변수의경우 1% 유의수준에서통계적으로유의미한 (-) 의값을나타내어이과에비해문과를선택했던일반계고등학교출신의 4년제대학졸업자의괜찮은일자리취업확률이이과출신에비해상대적으로낮았다.

33 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 27 < 표 12> 괜찮은일자리취업에대한로지스틱회귀분석결과 Wald 상수항 *** 성별 ( 남성 =1, 여성 =0) 1.019*** 재수경험여부 0.273*** 모 ( 母 ) 의학력 ( 년 ) 개인 입학당시가구소득 (100만원미만 ) *** 및 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) *** 가구특성 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) *** 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) ** 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) *** 입학당시가구소득 (500만원이상 ) 대학설립형태 ( 국공립 =1, 사립 =0) 0.209*** 대학주야간 ( 야간 =1, 주간 =0) *** 대학소재지 ( 서울 =1) 1.148*** 대학특성복수전공, 부전공, 연계전공이수여부 및대학재학중근로경험 대학생활대학재학중어학연수경험 0.632*** 대학재학중자격증취득여부 0.465*** 대학재학중전문자격, 공무원시험준비경험 *** 고교계열 고교계열 ( 문과 =1, 이과 =0) *** AIC SC Log L Likelihood Ratio *** Score *** Wald *** N 7,756 주 : *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 수준에서통계적으로유의함. 6. 고교계열에따른첫직장유지 (job retention) 에대한분석 2009 GOMS 는첫조사이후 2년이경과한시점에추적조사 (1회 ) 를실시하게되는데이를활용하여대학졸업후에구한첫직장을 2년후에도유지하고있는지에대해살펴보았다. 추적조사에실패한표본과첫직장입직이늦어추적조사시점에 2년이경과하지않은표본을제외하고추적조사에성공한표본 (6,175명) 을대상으로 2년동안첫직장을유지한경우 (=1) 와그렇지않은경우 (=0) 로나누어앞선고교계열에따른동일전공선택의향에대한분석과동일한방식으로 < 표 13> 과같이로지스틱회귀분석을실시하였다.

34 28 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 13> 2 년직장유지에대한로지스틱회귀분석결과 개인및가구특성 대학특성및대학생활 Wald 상수항 성별 ( 남성 =1, 여성 =0) 0.504*** 재수경험여부 모 ( 母 ) 의학력 ( 년 ) 입학당시가구소득 (100만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) ** 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 ( 만원미만 ) 입학당시가구소득 (500만원이상 ) 대학설립형태 ( 국공립 =1, 사립 =0) 0.222*** 대학주야간 ( 야간 =1, 주간 =0) ** 대학소재지 ( 서울 =1) 0.388*** 복수전공, 부전공, 연계전공이수여부 대학재학중근로경험 대학재학중어학연수경험 0.207*** 대학재학중자격증취득여부 0.100* 대학재학중전문자격, 공무원시험준비경험 고교계열 고교계열 ( 문과 =1, 이과 =0) ** AIC SC Log L Likelihood Ratio Score Wald N 6,175 주 : *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 수준에서통계적으로유의함. 첫직장에서의 2년유지에대한분석결과남성의경우여성에비해 2년직장유지가능성이높은것으로나타났으며, 통계적으로유의미한결과값은아니었으나전반적으로입학당시가구소득이낮은경우대학졸업후첫직장에서의 2년유지가능성에대해대체로 (-) 의영향을보이고있었다. 대학특성및대학생활과관련한변수를살펴보면국공립대학졸업자의첫직장 2년유지가능성이사립대학졸업자에비해높았으며야간대학출신의경우주간대학출신에비해첫직장 2년유지가능성낮게나타났다. 서울소재대학출신변수의경우 1% 유의수준에서통계적으로유의미한 (+) 의값을나타내어서울소재

35 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 29 대학졸업자들의첫직장 2년유지확률이그렇지않은집단에비해대학졸업후첫직장의 2년유지가능성이높았다. 대학재학중의경험과관련해서는재학중근로경험은첫직장유지에 (-) 의영향을미치는것으로나타났으나통계적으로유의미한값은아니었으며복수전공 ( 부전공, 연계전공 ) 이수는첫직장유지에 (+) 의영향을미치는것으로나타났으나이또한통계적으로유의미한값은아니었다. 재학중어학연수경험이있는이들과자격증취득경험이있는경우첫직장 2년유지가능성이높은것으로나타났는데이는어학능력, 전문자격등의측면에서경쟁력을갖추고있을가능성이높은인력이그렇지않은경우에비해좀더나은일자리를얻을가능성이높아노동시장에서의경쟁력을갖춘이들의 2년직장유지가능성이높은것으로풀이할수있다. 본연구의주된관심사인고교계열변수의경우 1% 유의수준에서통계적으로유의미한 (-) 의값을나타내어고교계열이문과인 4년제재학졸업생들이이과출신졸업생들에비해 2년이내에첫직장을그만두거나전직 ( 轉職 ) 할확률이높은것으로분석되었다. 다만본연구에서이용한 GOMS의경우첫조사가이루어진 2년후 1회추적조사에그치기때문에첫직장이후상황에대한장기적추적을통한면밀한분석이어려운실정이다. 첫직장유지확률의차이에대한원인이더나은일자리로의이직 ( 상향이동 ) 으로인한것인지, 계약만료와같은비자발적사유에의한것인지등에대해서는또다른자료를통한추가적인분석을통해살펴볼수있을것이다. Ⅴ. 요약및결론 개인적차원에서 문 / 이과선택 에대한고민을넘어사회전체적으로도 문 / 이과통합 ( 분리 ) 교육 문제는해묵은논쟁거리로계속되고있는데이는단순히대학입시에만국한된문제가아니라인재양성및국가경쟁력과직결되는중요한문제이다. 그간문 / 이과를둘러싼숱한논쟁이이어져왔으나아직까지 고교졸업 대학입학 ( 군복무 ) 대학졸업 취업 까지이어지는일련의과정을살펴볼수있는장기간에걸쳐축적된데이터가부족한까닭에고교계열에따른고등교육단계에서의차이와이후노동시장이행과정에서의차이를살펴본연구는드문실정이다.

36 30 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 이러한현실속에서본연구는일반계고등학교출신의 4년제대학졸업자를대상으로그들의고교계열 ( 문과또는이과 ) 별로대학생활및대학졸업직후초기노동시장에서의성과를다양한분석방법을이용하여다각도에서그차이를살펴보고자하였다. 이에 2009 년대졸자직업이동경로조사 (GOMS 2009) 자료를이용하여고교계열에따른대학생활차이를살펴보고자현재전공에대한동일전공선택의향및대학재학기간에대한분석을실시하였고고교계열에따른취업초기의성과비교를위해대학졸업후구직기간, 첫직장의임금수준, 괜찮은일자리취업여부와더불어첫직장의 2년유지여부에대한분석을실시하였다. 이를통해문 / 이과를둘러싼다양한논쟁에있어하나의참고자료를제시하고자하였다. 일반계고교를졸업한 4년제대졸자를대상으로하여출신고교계열에따른대학생활에대한분석결과를살펴보면대학재학기간에대한분석에있어고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른통계적으로유의미한차이가나타나지는않았다. 일반적으로고등학교때계열 ( 문과또는이과 ) 을결정하게되면주로해당계열내에서세분화된대학전공을탐색하게되고한번선택한계열이나전공은여간해서는바꾸기가쉽지않은데전공에대한애착이나전공만족도는개인의일생에있어삶의질을결정하는매우중요한요소가될수있다. 전공에대한애착이나만족도를나타내는하나의변수로고교계열에따른동일전공재선택의향을살펴본결과고교시절문과출신대졸자들의동일전공선택의향이더높게나타났는데문과의경우이과에비해상대적으로계열내대학에서의전공의차이가크지않아선택한전공에대해적성과전공이부합된다고느낄가능성이높으며문과계열의경우복수전공제도가상대적으로잘되어있고이를이수하기도용이해최초선택한전공이본인의적성에완전히부합되지않는경우에도복수전공등을통해입학당시선택한전공과상호보완을통해대학졸업시점에는전공에대한만족도를높였을가능성도있었기때문으로판단된다. 대학졸업이후노동시장으로의이행과정에서고교계열에따른차이도살펴보았는데대학졸업후구직기간의경우고교계열에따라별다른차이를찾을수는없었으나첫직장임금수준에대한분석에서는고교계열이이과인경우문과출신에비해높게나타났으며괜찮은일자리취업여부에대한분석결과에서도이과출신 4년제대졸자들이통계적으로유의미한수준에서양호한성과를보이는것으로나타났다. 더불어첫직장의 2년직장유지 (job retention) 에대한분석에있어서도이과출신의첫직장유지확률이높은것으로나타나대학졸업후초기노동시장으로의이행과정에서일자리의질이나고용안정

37 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 31 의관점에서문과출신에비해이과출신졸업자들이상대적으로양호한일자리로진입할가능성이높은것으로나타났다. 사농공상 ( 士農工商 ) 으로요약되는뿌리깊게자리잡아온계급적관념과더불어외환위기직후이공계인력의직장유지율이급격히저하 ( 박성준, 2004) 됨에따라이공계기피현상이심화되어왔다. 다행히최근들어다시이과생이증가하는추세이기는하지만여전히우수인력의이공계기피현상에대한우려는끊이지않고있다. 앞선실증분석결과에따르면이과출신인력의노동시장에서의불리함을적어도초기취업단계에서는찾아볼수없었다. 오히려첫직장의임금수준이나괜찮은일자리취업, 첫직장의유지율등과같은측면에있어서 4년제대졸자를대상으로비교했을때이과출신의성과가문과출신에비해나은것으로나타났다. 따라서적성이나흥미는등한시한채단지특정과목에대한회피수단또는대학진학이나취업과정에서의상대적용이성을좇는근시안적인선택보다는개인들의적성과의지가충분히반영된문 / 이과선택의필요성을확인할수있었다. 본연구는기존의연구에서다루지않았던일반계고교출신학생의계열 ( 문과 / 이과 ) 과관련한차이가대학생활및취업과정에서의차이를살펴보았다는점에서의의를갖는다. 이러한기초연구축적을통해이과와문과간의갈등을막기위한하나의참고자료가되길기대해본다. 다만본연구의결과가 2000년대들어국가차원에서심각한문제로인식한이공계기피현상을타파하기위한이공계지원책에따른일시적인결과인지는이후장기적으로구축된조사자료또는또다른연령대의코호트간의비교등을통해보다면밀히살펴볼필요가있다. 더불어본연구에서이용한자료의특성상대학입학성적및대학재학중의인적자본축적과관련한다양한측면을고려하지못하고재학중근로경험, 어학연수경험, 자격증취득여부와같은단편적인측면만고려한채이루어진분석이라는한계를가진다. 특히아직까지대학서열에의한위계구조가여전히노동시장이행에결정적인영향을미치는한국사회의특성상대학명이나대학입학성적등에관한정보를함께이용할수있다면한층의미있는결과를도출할수있을것이다. 그렇지만자료의제약등으로본연구에서는이를고려하지못하였음을밝히면서본연구의한계점에대해서는후속연구를통해보완할과제로남겨둔다.

38 32 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 참고문헌 강순희 박성재 (2002). 청년층의학교교육과직무의일치, 제1회산업 직업별고용구조조사및청년패널심포지엄 ( ). 김경근 황여정 (2009). 중학생의방과후학교참여결정요인, 교육사회학연구, 제19 권제2호, 31 57쪽, 한국교육사회학회. 김병무 김규상 (1998). 대학수학학업성취도에영향을미치는요인분석, 수학교육, 제37권제2호, 쪽, 대한수학교육학회. 김안국 (2003). 청년층미취업의실태및원인분석, 노동경제논집, 제26권제1호, 23 52쪽, 한국노동경제학회. 김안국 강순희 (2004). 자격취득의결정요인및취업, 임금효과, 노동경제논집, 제27 권제1호, 1 25쪽, 한국노동경제학회. 김영식 (2006). 경직된문과 - 이과구분의문제점과폐단, 바른과학기술사회실현을위한국민연합지식시대균형잡힌교육을위한토론회 ( ). 김우영 (2002). 학력, 훈련, 아르바이트, 자격증의경제적효과, 제1회산업 직업별고용구조조사및청년패널심포지엄 ( ). 김준영 전용석 (2004). 청년층의노동이동과노동시장성과 : 초기노동시장경험이노동시장성과에미치는영향분석, 고용동향분석 (2003, 3/4 분기 ), 쪽, 중앙고용정보원. 김태일 (2011). 대학생의공무원시험준비가취업, 보수, 직업만족도에미치는영향, 조사연구, 제12권제1호, 쪽, 한국조사연구학회. 남기곤 윤진호 이시균 (2010). 대학재학중활동이노동시장성과에미치는효과, 경제발전연구, 제16권제1호, 쪽, 한국경제발전학회. 남성일 민주홍 (2011). 대학교육의질적선택과수익률- 대학원이수및복수전공의효과추정, 직업능력개발연구, 제14권제2호, 쪽, 한국직업능력개발원. 류장수 (2005). 지방대학졸업생의노동시장성과분석 : 수도권대학졸업생과의비교, 노동경제논집, 제28권제2호, 1 27쪽, 한국노동경제학회.

39 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 33 류재우 (2004). 과학기술인력의노동시장성과및근래의변화, 노동경제논집, 제27 권제1호, 쪽. 박성재 반정호 (2006). 대졸청년층취업준비노력의실태와성과, 한국인구학, 제29 권제3호, 29 50쪽, 한국인구학회. 박성준 (2004). 이공계기피현상에대한원인분석 : 이공계졸업생의노동시장성과를중심으로, 노동경제논집, 제27권제1호, 55 76쪽, 한국노동경제학회. 박천수 (2009). 대학생의해외어학연수가노동시장이행에미치는영향에관한연구, 직업능력개발연구, 제12권제1호, 쪽, 한국직업능력개발원. 박환보 (2011). 대졸자취업에미치는개인배경과대학특성의영향, 직업능력개발연구, 제14권제3호, 1 25쪽, 한국직업능력개발원. 방하남 김기헌 (2001). 변화와세습 : 한국사회의세대간지위세습및성취구조, 한국사회학, 제35권제3호, 1 30쪽, 한국사회학회. 백병부 유백산 (2011). 편입학이노동시장성과에미치는영향 : 4년제대졸청년층을중심으로, 교육사회학연구, 제21권제3호, 쪽, 한국교육사회학회. 성효용 김민경 (2003). 여성의미취업탈출요인에대한연구 : 성별비교를중심으로, 여성학연구, 제65권, 쪽, 부산대학교여성연구소. 송창용 진미석 이수영 황규희 전재식 박기범 엄미정 (2008). 이공계위기와정책대응 : 고급과학기술인력을중심으로, 한국직업능력개발원 과학기술정책연구원. 안준기 (2009). 어학연수가졸업후노동시장진입에미치는영향, 교육행정학연구, 제27권제2호, 쪽, 한국교육행정학회. 오세정 (2013). 문과 이과융합형수능에대한논란. 중앙일보 ( ), 31면. 오호영 (2006). 공무원채용시험과대학교육, 직업능력개발연구, 제9권제1호, 쪽, 한국직업능력개발원. (2007). 대학서열과노동시장성과 : 지방대생임금차별을중심으로, 노동경제논집, 제30권제2호, 쪽, 한국노동경제학회. 윤미선 (2009). 중학생의진학계열예측을위한동기변인이성차 : 인문계고등학교진학후문과이과선택판별, 교육심리연구, 제23권제1호, 쪽, 한국교육심리학회. 이계형 김경근 (2008). 대졸자의첫일자리취업형태결정요인, 한국교육학연구, 제 14권제3호, 쪽, 안암교육학회.

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41 일반계고교계열 ( 문과 / 이과 ) 에따른대학생활및취업성과차이 ; 4 년제대졸자를중심으로 ( 배호중 ) 35 Vol.10 No.1, pp Blau, P., & Duncan. O. D. (1967). The American Occupational Structure, NJ: Wiley. Corak, M., (2006). Do poor children become poor adults? lessons from a crosscountry comparison of generational earnings mobility, Research on Economic Inequality, Vol.13 No.1, pp Gomez, L. N., Ramos I. A., & Sanchez C. D. (2001). Youth Transition from School to Work in Spain, Economics of Education Review, Vol.20 No.2, pp Mills, M. & Präg, P. (2014). Gender inequalities in the school to work transition in Europe, Cambridge: Rand Europe. Neumark, D. & Joyce, M. (2001). Evaluating School to Work Programs Using the New NLSY, The Journal of Human Resources, Vol.36 No.4, pp Tansel, A., & Bircan, F. (2006). Demand for education in Turkey: A tobit analysis of private tutoring expenditures, Economics of Education Review, Vol.25 No.3, pp

42 36 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Abstract The Effects of Curriculum Selection in High School on University Life and Employment in the Labor Market Bae HoJoong The purpose of this study is to investigate the effects of selecting high school curriculum on both students' university life and job searching in the labor market. This study uses the Graduates Occupational Mobility Survey (2009 GOMS) to estimate the characteristics of students studies in university and first job searching in the labor market, depending on two different high school curriculum tracks: liberal arts and natural sciences. Some people argue that liberal arts graduates have more advantages in job markets than natural sciences graduates. As a result, more and more prospective university students tend to avoid natural science and engineering. However, in this paper, the results show that selecting natural sciences is not directly related to lower wage in graduates first two-year employment in labor markets after university graduation. Therefore, it is important that students select high school curriculum tracks depending on personal aptitudes and abilities in accordance with their interests. Key word : Liberal arts & natural sciences, Korean high school curriculum, labor market transition, Graduates Occupational Mobility Survey (GOMS)

43 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 37 雇傭職業能力開發硏究第 18 卷 (1), , pp c 韓國職業能力開發院 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 김훈호 * 우한솔 ** 김한길 *** 김별희 **** 이연구는복수전공이수가 4년제일반대학졸업생의첫직장취업성과에미치는영향을분석하는것에목적이있다. 이를위해한국고용정보원에서제공하는 2010 년도대학졸업자직업이동경로조사 (GOMS) 자료를사용하였으며, 취업성과에대한대학의고유한영향력을통제하기위해대학고정효과 (college fixed effect) 모형을적용하여분석을실시하였다. 그리고주전공및복수전공계열에따라복수전공이수의효과가달라지는지를살펴보기위해, 주전공계열과복수전공계열간의상호작용항을분석모형에포함시켰다. 분석결과에따르면첫째, 복수전공이수자의취업확률은단일전공자에비해약 1.3배, 첫직장의월평균소득은약 5.5만원정도높았으나, 첫직장의정규직여부에는차이가없었다. 둘째, 취업여부와첫직장의정규직여부에대한주전공및복수전공의상호작용효과는존재하지않았다. 셋째, 첫직장월평균소득의경우주전공과복수전공의상호작용효과가일부유의미한것으로나타났는데, 인문계열주전공자가인문계열내타전공이나상경계열로복수전공할경우인문계열만전공한졸업생에비해첫직장월평균소득이각각 17만원, 11만원정도높았다. - 주제어 : 대졸자, 복수전공, 취업성과, 대졸자직업이동경로조사 (GOMS) 투고일 : 2014 년 11 월 10 일, 심사일 : 2015 년 01 월 12 일, 게재확정일 : 2015 년 01 월 19 일 * 제 1 저자, 한국교육개발원부연구위원 (kimhh@kedi.re.kr) ** 교신저자, 한국교육개발원연구원 (edu4a11@kedi.re.kr) **** 공동저자, 서울대학교석사 (uoneway@snu.ac.kr) **** 공동저자, 서울대학교석사 (glitteringstar@snu.ac.kr)

44 38 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅰ. 서론 대학의복수전공제도는 1995년에발표된문민정부의 5 31 교육개혁안을계기로크게확산되었다고할수있다. 당시대통령자문교육개혁위원회는 대학의다양화및특성화 를위한교육개혁방안의하나로대학이다양한교육프로그램을자율적으로설계 운영할수있도록하였다. 그리고다 ( 多 ) 전공및복합학문을전공하고자하는학생의전공이수학점을전체졸업학점의 1/6 1/4 수준으로축소해주는방안을제시하였다 ( 교육혁신위원회, 1997). 이러한교육개혁위원회의제안은 학부제 의도입으로구체화되었다. 정부는대학의학과를통폐합하고학부단위로신입생을모집함으로써, 학생들로하여금다양한학문분야를경험하게하고, 2 3 학년이되면서적성에맞는전공을선택할수있도록하였다. 그리고다전공희망자의필수전공이수학점을기존의절반수준으로줄여주는 최소전공인정학점제 를도입함으로써, 보다많은학생들이복수전공을포함한다양한전공이수제도를활용할수있도록지원하였다. 이러한복수전공제도의시행은학생뿐만아니라대학에게도상당한편익을제공해줄수있을것으로기대되었다. 대학입장에서는학생들이입학한후하나이상의전공을이수할수있도록허용함으로써, 입학당시특정한인기학과나전공으로신입생이쏠리는현상을완화할수있을것으로보았다 ( 최갑종외, 2003). 뿐만아니라, 복수전공제도를활성화함으로써타대학의희망학과및전공으로입학또는편입하려는학생들의수요를흡수할수있으며, 이를통해대학의신입생및재학생충원율을향상시킬수있을것으로기대하였다 ( 오미숙, 2007). 더욱이복수전공이수가취업에긍정적인영향을줄수있다는믿음이확산되면서 ( 한국경제, ; 헤럴드경제, ), 일부대학에서는학생들의복수전공이수를의무화하기도하였다 ( 최미리, 2013). 그러나복수전공제도에대한학생들의입장은다소복잡한측면이있어보인다. 현재재학중인학과혹은전공이자신의적성에맞지않거나대학에입학한후다른학과나전공에보다흥미를갖게된학생의경우, 복수전공제도는새로운출발의기회가될수있다 ( 이성봉, 2004). 더욱이편입이나전과가상당히제한되어있는현실을고려할때, 복수전공제도는이러한학생들에게매력적인선택이될수있으며, 복수전공이수를위

45 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 39 해더많은시간과노력이요구된다하더라도충분히감수하고도전할만한가치가있다고여길것이다. 그러나현실에서는어쩔수없이복수전공이수를선택하는경우도많아보인다. 앞서지적하였듯이, 일부대학에서는복수전공혹은심화전공이수를졸업요건으로의무화하고있을뿐만아니라대학졸업자의취업률이점차낮아지면서복수전공이수를통해취업시장에서조금이라도우위를점하고자하는학생또한증가하고있는것이사실이다 ( 아주경제, ; 최갑종외, 2003; 최봉재, 2007). 취업을준비하는많은학생들이입사원서의복수전공칸을비워두는것에상당한부담혹은공포를느끼고있으며 ( 한국경제, ), 복수전공이수가취업에도움이될것이라는막연한기대감에경제나경영, 무역등의학과또는전공으로복수전공신청자가몰리는현상또한나타나고있다 ( 세계일보, ; 아주경제, ; 조선일보, ). 그런데복수전공이수가실제로취업에도움이되는지는분명하지않다. 취업포털커리어 가기업인사담당자 249 명을대상으로실시한조사결과에따르면, 전체응답자의 40.6% 가복수전공자에게가산점을주고있으며, 이중 68.3% 는상경계열복수전공자에게주로가산점을주고있는것으로나타났다 ( 헤럴드경제, ). 그리고이공계학생이경영학을복수전공하면취업에유리하다는지적도있다 ( 한국경제, ). 하지만, 반대의주장도상당하다. 잡코리아 가기업인사담당자 1,416 명을대상으로조사한결과, 복수전공자를우대한다는응답자는전체의 12.4% 에불과했으며, 대기업의경우그비율이 7.7% 에그쳤다. 반면, 67.4% 의인사담당자는 복수전공여부가단지참고사항에불과하다 고응답하였으며, 복수전공자의경우주전공에대한전문성이부족할수도있기때문에오히려복수전공자를기피하고있다 는응답도 20.2% 에이르고있다 ( 조선일보, ). 더욱이지원자의전공자체를고려하지않는기업들도증가하고있기때문에, 복수전공이수가취업성과에미치는영향은거의없을수있다는지적도있다 ( 머니투데이, ; 한국경제, ). 대학졸업자의취업성과에대한실증적연구에서도복수전공이수효과는일관된결과를보이지않았다. 황여정 백병부 (2008) 와채창균 김태기 (2009) 는다전공자와단일전공자의취업성과에유의미한차이가없음을지적한반면, 남기곤 윤진호 이시균 (2010) 은다전공이수가대학졸업자의시간당임금에유의미한정적효과를갖는다고보고하였다. 다만, 이연구들은복수전공이아니라 다전공 이수의효과를분석하고있는데, 복수전공과부전공, 연계전공등이취업시장에서갖는가치가상이하다는점을고려

46 40 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 할때, 분석결과를복수전공의효과로해석하기는어려울것으로보인다. 이러한측면에서복수전공이수자만을대상으로분석을실시한정태영 이기엽 (2005) 과이필남 (2013) 의연구는복수전공이수가취업성과에미치는영향력을보다정확하게추정하고있다고볼수있다. 그러나이연구들에서도여전히상반된결과가나타나고있는데, 정태영 이기엽 (2005) 은복수전공이수여부가취업에유의미한영향을미치지못한다고보았다. 반면, 이필남 (2013) 의연구에서는대학졸업자의주전공과복수전공의조합에따라취업성과에차이가있으며, 일부조합에서취업과임금상승에긍정적인효과가나타난다고지적하였다. 그런데이들두연구모두분석방법에몇가지한계가있어그결과를토대로복수전공이수가취업성과에미치는영향력을평가하기는어려울것으로보인다. 우선, 정태영 이기엽 (2005) 의연구는한개대학의학사자료만을사용하고있어그결과를전체대학에일반화하기어렵다는한계를가지고있다. 뿐만아니라, 취업성과에상당한영향을미칠것으로예상되는가구소득, 자격증보유여부, 어학실력등의변수가분석모형에포함되어있지않기때문에복수전공이수여부의영향력이과대추정되어있을가능성이크다. 한편, 특정주전공에서특정복수전공으로의이수만이대학졸업자의임금향상에유의미한영향을미친다는 Hemelt(2010) 의연구에비추어볼때, 주전공과복수전공을구분하지않고이들의조합에따른영향력을분석하고있는이필남 (2013) 의연구또한한계를안고있다. 1) 더욱이대학졸업자중상용직의 35.1%, 임시직의 62.3%, 일용직의 57.0% 가첫직장에취직한후 20개월이내에이직혹은전직을한다는점 ( 천영민 윤정혜 이성재, 2008), 첫직장의경력이다음직장으로의이동혹은임금수준에중요한영향을미친다는점등을고려할때 ( 전용석 김준영, 2003; 채창균, 2006), 분석대상자의현재직장이첫직장인지여부를구분하지않은점도한계로지적될수있다. 그외에도교육대학, 단일의 공과대학, 종교인및예술인양성대학등은복수전공의가능성이나선택범위, 취업특성등에있어 4년제일반대학과차이를보일수있는데, 이필남 (2013) 의연구는출신대학의특성에따른차이를충분히통제하지않은채 4년제대학졸업자전체를분석대상으로하고있어분석결과에오차들이포함되어있을것으로보인다. 1) 상경계열주전공자가인문계열을복수전공한경우와인문계열주전공자가상경계열을복수전공한경우는취업시장에서의가치가상이할수있으나, 이필남 (2013) 의연구에서는두경우를같은 인문계열 - 상경계열 조합으로분류하고동일한영향력을갖는것으로보았음.

47 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 41 이에본연구는한국고용정보원의 대졸자직업이동경로조사 (Graduates Occupational Mobility Survey, 이하 GOMS) 자료를사용하여 4년제일반대학졸업자의복수전공이수가첫직장의취업성과에미치는영향력을분석하였다. 그리고주전공에따라복수전공이수여부및복수전공계열의효과도달라질수있을것으로예상되는바, 주전공 과 복수전공이수여부및복수전공계열 의상호작용항을분석모형에포함시켜분석을실시하였다. Ⅱ. 이론적배경 1. 복수전공제도 가. 복수전공제도의개념 대학에서는고등교육법시행령 ( , 대통령령제24423호 ) 제19조에서따라복수전공뿐만아니라, 부전공과연합전공, 연계전공, 학생설계전공등다양한전공이수제도가시행되고있다. 일반적으로 복수전공 제도는학생이속한학과이외의전공과정을주전공과비슷한수준으로이수하고, 졸업시두개의전공학위를수여받는것을의미한다. 그렇기때문에복수전공은부전공에비해이수규정이상대적으로엄격한편이다. 예를들어, 부전공은이수학점이상의전공과목을임의수강하면되지만, 복수전공은개설학과에서지정한전공필수과목을일정학점이상이수해야한다. 수도권소재 11개대학의학사제도를비교 분석한최미리 (2001) 연구에따르면, 학교마다조금씩차이가있기는하지만보통복수전공이수학점은주전공과유사한 학점으로부전공의 학점과상당한차이가있는것으로나타났다. 복수전공을지칭하는용어또한학교마다조금씩차이가있다. 보통주전공을이수하면서동시에하나이상의전공을추가로이수하는경우를 복수전공이수 로규정한다. 그러나일부대학에서는 8학기동안주전공을이수한후졸업을유보하고연속하여하나이상의전공을추가로이수하는경우를 복수전공이수 로보고있으며, 일반적인형태의복수전공즉, 주전공과타전공을동시에이수하는경우는 2중전공 으로구분하고있다.

48 42 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 나. 복수전공제도의도입및확산 복수전공제도가본격적으로도입되기시작한것은 1970년대대학의단과대학 학부 학과별학생모집과졸업이수학점축소정책이시행되면서부터라고할수있다. 당시문교부는학생들이급격하게발전하는사회의변화에대비하고, 전공외학문을익힘으로써사회적응력을길러취업에도움이되도록복수전공및부전공제도의도입을추진하였다 ( 동아일보, ). 이를위해 1972년 8월 26일교육법시행령을개정하고제119조제5 항에 부전공 운영을위한법적근거를마련하였다. 2) 그리고 1974년 8월 14일해당조항을다시개정하여재학중 2개학과이내를전공할수있도록함으로써 복수전공 을가능하게하였다. 3) 당시정부는대학교육개혁을위해대학에더많은자율성을부여하고자하였으며, 지나치게세분화된학과별모집정책을단과대학 학부 학과단위로자유롭게운용할수있도록하였다. 그리고 160 학점에이르던졸업이수학점을 140 학점으로낮추어줌으로써, 전공공부에대한학생들의부담을크게줄여주었다. 그결과, 주전공외에다른학문을경험할수있는기회가크게확대되었으며, 관심과노력에따라복수전공또는부전공을이수하는학생수도크게증가하였다. 서울대학교의경우 1970년에발표된 서울대학교 10개년계획 을통해복수전공제도의도입이처음으로논의되었으며, 1974년부터시범운영을시작하여 1979년부터본격적으로복수전공제도를실시하였다 ( 경향신문, ). 그리고고려대학교와서강대학교, 부산대학교, 전남대학교, 성심여자대학교등은 1973년부터 복수전공제실험대학 으로지정 운영되었다 ( 경향신문, ). 그러나정부와대학의적극적인노력에도불구하고복수 부전공제시행을위한대학의제도적인여건과복수 부전공이수자에대한사회적보상이충분히보장되지않았기때문에복수 부전공제도는크게확산될수없었다. 더욱이복수 부전공희망학생들의학과배정과정에서인기 비인기학과간지원학생규모가큰차이를보이면서, 복수전공제도시행에대한우려의목소리가힘을얻기시작하였다. 결국, 1979년서울대학교를시작으로신입생모집방법이다시종전의과별모집제로환원되기시작하였으며 ( 동아일보, ), 1990년 2) 5 전공하는학과이외의학과의과목을학칙이정하는바에따라이수하여소정학점을취득한때에는그학과를부전공으로이수한것으로한다. < 신설 > 3) 대학 ( 초급대학을제외한다 ) 에서재학중전공할수있는학과는 2 개학과이내로하되, 전공하는학과이외의학과의과목을학칙이정하는바에따라이수하여소정의학점을취득한때에는그학과를부전공으로이수한것으로본다. < 개정 >

49 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 43 대중반까지복수전공제도는유명무실한정책으로인식되었다. 복수전공제도가다시주목을받기시작한것은 1995년에 5 31 교육개혁안이발표되면서부터라고할수있다 ( 송석구, 2012). 당시대통령자문교육개혁위원회는고등교육개혁을위해 대학의다양화및특성화 를주요정책방향으로제시하였으며, 이를위한구체적인방안의하나로 최소전공인정학점제 와 학부제 의시행을제안하였다 ( 교육개혁위원회, 1995). 당시교육개혁위원회는각대학의졸업이수학점에서전공학점이차지하는비중이매우높아학생들의과목선택권에상당한제약이있으며, 폭넓은지식을쌓을수있는기회가제한되고있음을지적하였다. 그리고이를개선하기위해최소전공인정학점을졸업에필요한총이수학점의 1/6 1/4 수준으로낮추고, 학생들의다전공 복합학문연구를더욱촉진할필요가있다고제안하였다. 이에정부는 1995 년부터 최소전공인정학점제 를도입하였으며, 제도의시행여부는대학이자율적으로결정할수있도록하였다 ( 최미리, 2001). 이와함께정부는 1995년 10월고등교육법시행령개정을통해 학부제 를본격적으로도입하였다. 대학마다비슷한계통의전공학과를통폐합하여학부를신설하고, 학부단위로신입생을모집하도록하였다. 학생들은 1학년과정에있는동안학부내에다양한전공영역의수업을들을수있으며, 1학년과정이종료되는시점에적성에맞는전공을최종선택하도록하였다. 다시말해, 학부제는학부과정학생들에게다양한분야를공부할수있는환경을조성해주고적성에맞는전공을선택하도록하는한편, 복수전공을포함한다양한전공이수가가능하게하기위한제도라고할수있다. 그런데인기학과와비인기학과간양극화및불균형이다시발생하고, 인문학및일부사회학같은순수학문분야의경우전공학생수가급감하는등학부제시행에따른여러가지문제점들이나타났다. 이에따라 2000년대이후많은대학들이다시개별학과단위로신입생을모집하기시작하였고, 학부제의축소로인해복수전공제도또한위축될수있는상황들이지속되었다. 그러나 1997년의 IMF 위기와 2008년의세계금융위기를거치면서대학졸업자들의취업률이급격하게낮아지자복수전공에대한대학과학생들의관심은다시증가하였다. 취업의어려움으로인해복수전공이수가취업에도움을줄수있을것이라는막연한기대감이조성되었으며, 복수전공이수를통해취업시장에서비교우위를선점하고자하는학생들이크게증가하였다 ( 세계일보, ; 아주경제, ; 조선일보, ; 최봉재, 2007).

50 44 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 다. 전공계열별복수전공이수현황 아래에서는 4년제일반대학졸업생들의전공계열별복수전공이수현황및변화경향을살펴보고자한다. 분석을위해한국고용정보원에서제공하는 대졸자직업이동경로조사 (GOMS) 자료를사용하였으며, 2007 년과 2010 년의자료를비교 분석함으로써최근 4 년동안의변화경향을분석하였다. 4) 1) 전공계열별복수전공이수비율변화 전공계열별복수전공이수비율변화는아래의 [ 그림 1] 과같다. [ 그림 1] 전공계열별복수전공이수비율 * 출처 : 2007GOMS1 및 2010GOMS1 자료를연구자가분석한것임. 해당연도의전체대학졸업생중, 복수전공을이수한학생의비율은 2007년 15.3% 에서 2010년 15.8% 로소폭증가하였다. 하지만이를계열별로살펴보면계열마다상이한경향을띄고있음을알수있다. 유일하게인문계열학생의복수전공이수비율은 2007 년에 25.9% 에서 2010년 34.7% 로 8.8%p 증가한반면, 사회, 자연, 공학계열전공에서는그 4) 전체대학졸업생중, 4 년제일반대학과복수전공제도의가능성및선택범위가상이할것으로예상되는 2~3 년제전문대학과교육대학, 단일의 공과대학, 종교인및예술인집중양성대학등을졸업한학생들은분석에서제외하였으며, 계약학과나협약학과, 산업체위탁과정, 특별과정등을졸업한학생들또한분석에서제외하였음.

51 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 45 비율이다소감소했다. 그리고 2010 년졸업생의경우, 인문계열학생의복수전공이수비율이 34.7% 로가장높았고, 사회 ( 비상경 ), 사회 ( 상경 ), 자연, 공학, 예체능, 의학계열순이었다. 2) 전공계열별복수전공계열선택경향 다음으로, 전공계열에따른복수전공이수경향을살펴보았다. 우선전체복수전공이수자중에서인문계열을복수전공하는학생의비율은줄어들고사회계열을이수하는학생의비율은늘었다. 2007년에졸업한복수전공이수자중과반수가넘는 53.5% 의선택을받았던인문계열이 2010년에는 18.6% 에그친반면, 사회계열을복수전공하는학생비율은비상경과상경각각 2007년 14.4%, 23.7% 에서 2010년 29.2%, 38% 로증가했다. 그중에서도특히인문계열학생들의사회 ( 상경 ) 계열복수전공비율은 2007 년 26.9% 에서 2010년 44.9% 로 18%P 증가하였다. 그리고문과 ( 인문, 사회 ) 계열과이과 ( 자연, 공학 ) 계열간선택경향차이가컸다. 이과계열에서문과계열로의복수전공유입은비교적많이이루어졌으나반대의경우는드물었다. 예컨대, 2007년인문 사회계열이주전공인학생들이자연 공학계열로복수전공을한학생수를합하면, 복수전공이수자 1,902명중 20명 (0.01%) 에불과하였지만, 자연 공학계열이주전공인학생들이인문 사회계열로복수전공을한학생을합하면, 1,902명중 376명 (19.76%) 이었다. 또한, 해당기간상경계열로의복수전공을제외하고는동일계열내타전공으로복수전공을이수하는학생의비율이높았다. 예를들어, 2007 년자연과예체능을제외한나머지모든계열에서인문계열로복수전공을이수한학생들다음으로본인전공계열로복수전공을이수한학생들이많았고, 이러한경향은 2010년에도동일했다. 한편, 예체능 의학계열은복수전공이수비율이낮았으며, 타계열학생들이복수전공으로예체능 의학계열을선택하는경우또한낮게나타났다. 자세한전공계열별복수전공이수경향은 < 표 1> 과같다.

52 46 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 1> 복수전공계열선택경향 연도 복수전공주전공 인문 사회 ( 비상경 ) 사회 ( 상경 ) 자연 공학 예체능 의학 합계 인문 사회 ( 비상경 ) 사회 ( 상경 ) 자연 공학 예체능 의학 합계 인문 사회 ( 비상경 ) 사회 ( 상경 ) ( 단위 : 명 (%)) 자연공학예체능의학합계 (57.7) (13.1) (26.9) (1.0) (0.8) (0.0) (0.4) (100.0) (59.2) (27.0) (12.4) (0.9) (0.0) (0.2) (0.3) (100.0) (49.4) (7.6) (39.4) (1.2) (1.2) (0.0) (1.2) (100.0) (47.6) (4.7) (29.1) (13.8) (3.9) (0.4) (0.4) (100.0) (42.1) (3.9) (28.1) (1.8) (22.8) (0.0) (1.3) (100.0) (35.7) (50.0) (0.0) (0.0) (14.3) (0.0) (0.0) (100.0) (54.3) (6.4) (13.8) (2.1) (2.1) (0.0) (21.3) (100.0) 1, ,902 (53.5) (14.4) (23.7) (2.8) (3.8) (0.1) (1.6) (100.0) (24.3) (26.2) (44.9) (1.6) (0.8) (0.6) (1.6) (100.0) (18.4) (54.2) (23.1) (2.1) (0.5) (0.5) (1.1) (100.0) (16.5) (13.4) (60.9) (4.6) (0.4) (0.4) (3.8) (100.0) (11.9) (8.2) (44.7) (22.4) (9.1) (2.3) (1.4) (100.0) (10.6) (9.9) (35.8) (7.9) (32.5) (0.0) (3.3) (100.0) (6.3) (31.3) (18.8) (6.3) (12.5) (18.8) (6.3) (100.0) (25.3) (18.2) (18.2) (3.0) (3.0) (4.0) (28.3) (100.0) ,815 (18.6) (29.2) (38.0) (5.3) (4.5) (1.0) (3.4) (100.0) * 출처 : 2007GOMS1 및 2010GOMS1 자료를연구자가분석한것임.

53 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 선행연구검토 가. 복수전공과취업성과의관계에관한연구 복수전공이수가취업성과에미치는영향력을분석한선행연구는크게두가지유형으로나누어볼수있다. 첫번째유형은복수전공을부전공, 연계전공이수와구분하지않고 다전공 이수에포함시켜분석을실시한연구로, 주로단일전공자와다전공자간에나타나는취업성과의차이에주목하였다. 먼저황여정 백병부 (2008) 의연구에서는다전공이수가취업및대기업정규직취업에별다른도움을주지못한다고지적하였다. 채창균 김태기 (2009) 의연구에서도다전공이수는대학및전공계열별고정효과를통제할경우취업가능성을높이는데효과가없는것으로나타났다. 반면, 남기곤 윤진호 이시균 (2010) 연구의경우, 다전공이수가대학졸업자의현직장및대기업취업에는유의미한영향을미치지못하지만시간당임금에는정적인효과를갖는다고주장하였다. 두번째유형의연구에서는복수전공과부전공, 연계전공등을구분하고, 복수전공의순수한효과만을분석하였다. 정태영 이기엽 (2005) 의연구에서는복수전공이수가대기업취업에별다른효과가없는것으로나타났다. 학생들이복수전공을이수함으로써다양한지식을얻을수는있으나, 주전공과복수전공어느것도제대로공부하지못하였을가능성이있음을지적했다. 반면, 이필남 (2013) 은 2008GOMS1 자료를사용하여복수전공이수여부및 6가지전공계열 ( 인문, 사회, 상경, 자연, 공학, 예체능 ) 의주전공 복수전공조합에따른취업성과차이를분석하였다. 그결과, 복수전공자는단일전공졸업자에비해 300인이상기업에취직할확률이 1.2 배정도높았으며 2.7% 높은임금을받는것으로나타났다. 또한, 인문계열-상경계열 과 상경계열-자연계열 의주전공 복수전공조합은인문계열단일전공자에비해 300인이상기업에취직할확률이각각 1.4 배, 1.2 배더높은것으로나타났다. 그리고이러한분석결과를바탕으로인문계열및자연계열학생들에게상경계열로복수전공하는방안을제안하였다 National Survey of College Graduates 자료를이용한 Rossi & Hersch (2006) 연구에서도복수전공이수자의평균임금이단일전공이수자에비해약 2.3% 정도높은것으로나타났다. 전공계열에따라세분화하여살펴보면, 인문, 사회, 예체능계열전공자가상경, 자연, 공학계열로복수전공할경우, 인문, 사회, 예체능계열단일전공자에비해서약 7 50% 정도높은임금을받았으나, 상경, 자연, 공학계열단일전공자의임금보다는높지

54 48 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 않았다. 동일한데이터를분석한 Hemelt(2010) 의연구에서도복수전공이수가취업성과에유의미한영향을미치는것으로나타났다. 분석결과에따르면, 복수전공이수자의임금은단일전공자에비해약 3.2% 정도높았으며, 주전공과복수전공계열이무엇인지에따라임금에미치는복수전공이수의영향력이달라졌다. 이상에서살펴본선행연구들의결과를종합해보면우선, 취업성과에대한복수전공이수의효과는다전공 ( 복수전공, 부전공, 연계전공 ) 이수와분명한차이를보이고있다. 즉, 다전공이수는취업에유의미한영향을미치지못한반면, 복수전공이수만을구분하여살펴보면취업에정적인효과가있었다. 둘째, 주전공또는복수전공계열이무엇인지에따라취업성과에대한복수전공이수의영향력이다르게나타났다. 나. 취업성과영향요인에관한연구 복수전공이수가취업성과에미치는영향력을정확하게추정하기위해서는취업성과에영향을미칠수있는다양한요인들을탐색하고, 해당변인을분석모형에포함시킴으로써그영향력을통제할필요가있다. 선행연구를분석한결과, 대학졸업자의취업성과에영향을미치는주요요인들은 개인특성 과 대학특성, 대학생활및취업노력 등크게세가지영역으로구분된다. 선행연구에서주로사용된개인특성요인에는성별, 연령, 부모학력, 가계소득등이포함되었다. 먼저, 노경란 박용호 허선주 (2011) 의연구를제외한대부분연구에서남성의취업성과가여성에비해높게나타났다. 연령의경우, 정태영 이태엽 (2005) 과채창균 김태기 (2009), 황여정 백병부 (2008) 등은취업여부에유의미한영향을미치지않는다고분석하였으며, 박성재 반정호 (2006) 와이규용 김용현 (2003) 은연령이증가할수록평균임금수준이높아진다고밝혔다. 부모학력변인의경우, 연구에따라부학력, 모학력, 또는부모학력을다양하게사용하였으며, 일치된결과를보이지않았다. 남기곤 윤진호 이시균 (2010) 연구에서는모학력변인을사용하였으며, 모학력이대졸이상인경우고졸미만인학생들보다취업확률이약 1.27 배정도높게나타났다. 하지만이를제외한대부분의연구에서는부모의학력이대학졸업자들의취업성과에유의미한영향을미치지못하였다. 다른선행연구들에서는가계소득또한중요한변인으로사용되었다. 류장수 (2005) 와채창균 김태기 (2009) 의연구에서는가계소득이대학졸업자들의취업가능성을높이는것으로나타났다. 그리고박환보 김성식 (2011) 의연구에서는정규직및대기업취업여

55 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 49 부에유의미한영향을미치지않았으나, 평균임금수준에는긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 둘째, 취업성과에영향을미치는주요대학특성변인에는대학소재지와대학평가순위등이포함되었다. 대학소재지는주변지역의취업여건과대학경쟁력등에대한정보들을포함하는변인으로, 류장수 (2005) 와박성재 반정호 (2006), 박환보 김성식 (2011), 황여정 백병부 (2008) 등의연구에서는수도권소재대학의취업성과가지방대학보다높게나타났으나, 노경란 박용호 허선주 (2011) 와이병희 (2004), 정태영 이기엽 (2005) 의연구에서는대학의소재지에따른차이가거의없었다. 노경란 박용호 허선주 (2011) 는대학소재지가취업성과에유의미한영향력을갖지않는이유에대해, 대학내우수한인프라혹은교육과정등이취업성과에더큰영향력을갖기때문이라고보았다. 한편, 대학순위또한취업성과에중요한영향을미치는변인으로사용되고있는데, 문성숙 노상우 (2013) 와장수명 (2006) 의연구에따르면입학성적이높은대학을졸업할수록임금수준이높아졌으며, 상위 5개대학졸업생들의임금수준은다른대학의졸업생들과확연한차이를보였다 ( 장수명, 2006). 셋째, 주전공계열과복수전공및부전공여부, 복수전공계열, 졸업시기, 졸업평점, 영어성적및어학연수경험, 대학에서제공하는진로교육수준, 직업훈련및인턴십경험, 자격증보유등대학졸업생들의대학생활및취업준비노력또한매우중요한변인으로고려되었다. 주전공계열에따른취업성과를비교한대부분의연구에서전공계열에따른차이가확연하게나타났으며, 의약계열졸업생들의취업률과임금수준이가장높았다 ( 노경란 박용호 허선주, 2011; 이규용 김용현, 2003; 이병희, 2004; 장수명, 2006; 황여정 백병부, 2008). 졸업시점까지의평점과 ( 남기곤 윤진호 이시균, 2010; 박성재 반정호, 2006; 정태영 이기엽, 2005; 채창균 김태기, 2009), 토익점수 ( 박성재 반정호, 2006), 어학연수경험 ( 남기곤 윤진호 이시균, 2010; 황여정 백병부, 2008) 등도취업성과에긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 그리고대학에서제공하는취업지원프로그램에대한학생들의만족도가높을수록졸업생의취업성과가높았으며 ( 정태영 이기엽, 2005; 황여정 백병부, 2008), 인턴경험이있거나업무관련자격증을소지한대졸자들또한취업성과가높게나타났다 ( 노경란 박용호 허선주, 2011; 이규용 김용현, 2003). 요컨대, 남기곤 윤진호 이시균 (2010) 의지적처럼, 졸업평점이나어학연수경험등대학생활및취업준비노력이대학졸업자의직업역량을실질적으로향상시켰는지는명확하지않지만, 전공과일치하지않는직장에취직했음에도학점에따른임금상승효과

56 50 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 가뚜렷하게나타나고있는점, 외국어를사용하지않는직장임에도어학연수경험에대한임금프리미엄이높은점등으로미루어볼때, 대학생활및취업준비노력이취업성과에미치는영향은상당하다고할수있다. Ⅲ. 연구방법 1. 분석모형 본연구에서는 4년제일반대학졸업자의복수전공이수여부가취업성과에미치는영향을분석하기위해대학고정효과 (college fixed effect) 모형을사용하였다. 또한, 복수전공이수효과는대학졸업자의주전공과이들이선택한복수전공의조합에따라상이할것으로예상되는바 (Hemelt, 2010), [ 그림 2] 와같이주전공계열과복수전공계열사이의상호작용항을분석모형에포함시켰다. [ 그림 2] 복수전공이취업성과에미치는영향분석모형 취업성과는 취업여부 와 취업의질 로구분하였으며, 취업의질은다시 정규직취업여부 와 월평균소득 으로세분화하였다. 대학졸업자들의심각한취업난을고려해볼때, 졸업후일정기간안에첫직장을구했는지여부는매우중요한취업성과라할수있으며, 복수전공이수자는단일전공자에비해취업확률이높아질것으로예상하였다. 한편, 첫직장을구하는데성공했다고하더라도그직장이양질의직장이아니라면충분한취업성과를거두었다고보기어려울수있다. 이에본연구에서는 취업경험이있는 졸업

57 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 51 자를대상으로복수전공이수가첫직장취업의질적수준에미치는영향을분석하였다. 다만, 직업의 안정성 과 소득규모 중무엇에보다높은가치를두느냐에따라취업의질에대한평가가달라질수있으므로, 본연구에서는취업의질을 정규직여부 와 월평균소득 으로세분화하여분석을실시하였다. 2. 분석방법 일반적으로개인의복수전공이수여부 ( ) 가취업성과 ( ) 에어떠한영향을미치는지 를알기위해사용하는모형은통제변인 ( ) 을넣은 logit 및 OLS 모형 ( 수식 1) 이다. ( 수식 1), 여기서 = + 여기서복수전공의효과크기 ( ) 를엄밀하게추정하기위해요구되는조건중하나는 복수전공이수여부 ( ) 가오차항 ( ) 과독립적 이어야한다는것이다. 하지만오차항 ( ) 에는개별대학 ( ) 만의고유한문화나학사제도운영의특성 ( ) 과같이통제변인 ( ) 으로변수화하기어려운변인이포함되어있고, 이는복수전공이수여부 ( ) 와상관관계를가질가능성이높다. 즉, 특정학생이복수전공이수여부를결정하는데그학생이속한대학의문화및제도가영향을미칠수있으며, 이에 이편의 (bias) 추정될수있는것이다. 예를들어, 특정대학이전통적으로진로설계에타대학보다높은관심을가지고있다면, 해당대학재학생의복수전공이수확률은타대학보다높을수있다. 또한, 여러대학들이복수전공이라는동일한명칭을사용하지만, 그운영방법이매우다양하기때문에대학마다학생들의복수전공이수경향이다를수있다. 따라서본연구에서는복수전공이수여부 ( ) 에영향을줄수있는개별대학의특성을통제해주기위해, 다음과같이수식에 대학별더미변인 을포함시킨대학고정효과 (college fixed effect) 모형을분석에사용했다. ( 수식 2), 여기서 : 대학별더미 ( 수식 2) 는 ( 수식 1) 의오차항 에서개별대학의고유한특성 을분리 통제해줌

58 52 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 으로써, 일반적인 logit 및 OLS 모형에비해추정계수 의편의정도를줄여줄수있다는이점이있다. 3. 분석자료 본연구에서는한국고용정보원이수집 제공하고있는 대졸자직업이동경로조사 중 2010GOMS1 5) 자료를사용하였다. GOMS 는대학졸업자의학교교육경험과직업훈련이력, 취업성과및직장생활경험등을조사하기위해매년실시되고있는국내최대규모의대학졸업자단기패널조사라고할수있다. 2 3 년제대학이상고등교육기관졸업자중학교유형, 권역 ( 지역 ), 전공계열, 성별을고려하여 4% 에해당하는 18,000 명을층화표집 (stratified sampling) 하여, 졸업후약 18 개월또는 24 개월이지난시점을기준으로 1 차조사를실시하고, 2년후추가로 1회의추적조사를실시한다. 하지만본연구의주요관심은 4년제일반대학을졸업한청년층 의취업성과에있다. 따라서 2 3 년제대학이상모든고등교육기관졸업자를모집단으로설정하고있는 2010GOMS1 자료에서 4년제일반대학을졸업한청년층 과상이한특성을가질것이라예상되는표본들을다음과같은일련의과정을통해제외하였다. 우선, 복수전공제도및이수에있어서 4년제일반대학의주간일반과정졸업생과다른특성을보일것으로판단되는전문대학, 교육대학, 단일의 공과대학, 종교인및예술인집중양성대학졸업자와계약학과나협약학과, 산업체위탁과정, 특별과정, 야간과정등을이수한학생을분석에서제외하였다. 또한, 통계청에서규정한 청년 의연령기준에근거하여만 29 세미만으로분석대상의연령을제한하였으며 ( 통계청, 2014), 대학원진학자중직업정보탐색이나구직활동경험이전혀없는학생은졸업당시취업의사가없었던것으로보고분석에서제외하였다. 추가적으로다른전공계열학생과대학생활및취업특성이확연하게다를것으로예상되는의약계열 ( 수의학포함 ) 및예체능계열전공자도제외하였다. 이는대부분의대학이해당계열로의복수전공이수를제한해놓았다는점과의학계열졸업자의경우임금수준이다른전공계열과상이한점 ( 장수명, 2006), 예체능계열졸업자의경우취업대 5) 2010GOMS1 은 2009 년 8 월졸업자와 2010 년 2 월졸업자를대상으로 2011 년 10 월에조사가실시되었으며, 2013 년에공개되었음. 단, 응답내용은 2011 년 9 월 1 일을기준으로조사되었기때문에, 2009 년 8 월졸업자는졸업후 24 개월, 2010 년 2 월졸업자는졸업후 18 개월이후의정보들이조사되었다고볼수있음.

59 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 53 신개인작품활동에집중하는경우가많으며취업을하더라도소규모또는영세조직으로진입하는경향이있는점 ( 유동형 민현주, 2012) 등이고려되었다. 한편, 연계전공이수자는그비율이매우낮아모집단에서제외하고, 주전공만을이수한단일전공자와복수전공이수자, 부전공이수자등을대상으로분석을실시하였다. 이러한과정을통해최종분석대상에포함된대학졸업자는 153개 4년제일반대학의인문, 사회, 자연, 공학계열을전공한 6,765 명이다. 4. 분석변인 본연구는복수전공이수여부가취업성과에미치는영향력을분석하는것에목적이있다. 이에따라, 종속변수인 4년제일반대학졸업자의취업성과는 취업여부 와 취업의질 로구분하고, 취업의질 은다시 정규직여부 와 월평균소득 으로세분화하였다. 단, 본연구에서분석하고있는취업성과는 현직장 이아니라 첫직장 에대한취업성과이다. 첫직장이후직장의취업성과는대학재학기간중의경험뿐만아니라이전직장에서의경력도상당한영향을미칠수있기때문이다 ( 전용석 김준영, 2003; 채창균, 2006). 따라서본연구는복수전공이수가취업성과에미치는순수한영향력을분석하기위해, 첫직장 에대한취업성과로분석대상을한정하였다. 종속변인 취업여부 에서 취업 이란대학을졸업한후 18개월또는 24개월이내에취업을한번이라도경험해본것을의미한다. 6) 다음으로, 정규직여부 는직장의안정성을평가하기위한종속변인으로, 고용계약기간이 1년이상인정규직원또는소정의채용절차에따라입사하여인사관리규정을적용받는상용근로자를 정규직 7) 으로간주한다. 월평균소득 은졸업후첫직장을가져본응답자들의월급을의미하며, 연봉으로응답한학생은 12개월로나누어월별평균급여를산출하였다. 마지막으로, 본연구에사용된독립변인은개인특성, 대학특성, 대학생활및취업노력변인등세가지영역으로구분할수있다. 변인에관한자세한설명과측정방법은아래의 < 표 2> 와같다. 6) 2009 년 8 월졸업자와 2010 년 2 월졸업자의 졸업후조사기준일까지의기간 이다른점을고려하여졸업시점을더미변인화하여통제변수에포함시켰음. 7) 반면, 비정규직은고용계약기간이 1 개월이상 1 년미만인취업자또는임시근로자, 일용근로자, 무급가족종사자등을의미함.

60 54 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 2> 종속변인및독립변인에관한설명및측정방법 종속변인 개인특성 대학특성 변인명 설명및측정방법 취업여부 더미변인 : 취업, 미취업 ( 준거집단 ) 정규직여부 더미변인 : 정규직, 비정규직 ( 준거집단 ) 첫직장월급연속변인 : 월평균소득 ( 단위 : 만원 ) 성별더미변인 : 남성, 여성 ( 준거집단 ) 연령 연속변인 : 조사가시행된 2011년 9월 1일당시의만 ( 滿 ) 나이 모학력 연속변인 : 응답자어머니의교육연한 ( 단위 : 년 ) 월평균가계소득 연속변인 : 대학입학당시의월평균가계소득 ( 단위 : 만원 ) 소재지 설립유형 더미변인 : 수도권국공립, 수도권사립, 지방국공립, 지방사립 ( 준거집단 ) 평판도순위 더미변인 : 20 위이내, 21~40 위, 41~60 위, 61 위이하 ( 준거집단 ) 2009 중앙일보대학평가지표중평판및사회진출점수사용 졸업시기 더미변인 : 2009년 8월 ( 준거집단 ), 2010년 2월 독립변인대학 학점영어성적어학연수 연속변인 : 100점만점으로환산한졸업평점 ( 단위 : 10점 ) 연속변인 : TOEIC 점수 ( 단위 : 10점 ) 연속변인 : 해외어학연수기간 ( 단위 : 개월 ) 생활연속변인 : 졸업한대학의진로관련상담및지원제도에대한만족도진로교육만족도 (5점 Likert 척도 : 매우불만족 1점 ~ 매우만족 5점 ) 및 직업훈련 더미변인 : 경험있음. 경험없음 ( 준거집단 ) 인턴십더미변인 : 경험있음, 경험없음 ( 준거집단 ) 취업자격증유무더미변인 : 전공무관자격증소지, 전공관련자격증소지, 없음 ( 준거집단 ) 노력 전공계열 더미변인 : 인문 ( 준거집단 ), 사회 ( 비상경 ), 사회 ( 상경 ), 자연, 공학 복수 부전공 더미변인 : 부전공이수, 복수전공이수, 미이수 ( 준거집단 ) 복수전공계열 더미변인 : 부전공이수, 인문계열, 사회계열 ( 비상경 ), 사회계열 ( 상경 ), 자연계열, 공학계열, 미이수 ( 준거집단 ) 개인특성변인으로는성별, 연령, 모학력, 월평균가계소득등이사용되었다. 성별은여성이준거집단인더미 (dummy) 변인으로설정하였고, 연령은조사일인 2011년 9월 1일당시의만 ( 滿 ) 나이를사용했다. 모학력변인은응답자어머니의재학연한으로무학을 0년, 대학원졸업을 18년으로환산하여연속변수화했고, 특정교육단계를중퇴할경우졸업소요기간의절반을이수한것으로보았다. 또한, 월평균가계소득은대학입학당시를기준으로하였다. 이는대학관련변인들을통제한상황에서, 입학당시의가계소득이대학졸업자의가정배경을더잘반영하고있다고판단했기때문이다.

61 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 55 대학특성변인으로는 소재지 설립유형 과 평판도순위 를투입하였다. 학교소재지 설립유형은지방사립대학을준거집단으로하여지방국 공립, 수도권사립, 수도권국 공립대학을각각더미변인으로설정하였다. 평판도순위변인산출에는 2009 중앙일보대학평가 자료중평판및사회진출점수를사용하였는데, 순위분포를고려하여 60 위미만대학을준거집단으로하는네개의더미변인을구성하였다. 대학생활및취업준비변인으로는주전공및복수전공관련변인과졸업시기, 학점, 영어성적, 어학연수기간, 대학진로교육만족도, 직업훈련경험, 인턴십경험, 전공관련자격증소지여부를투입하였다. 주전공계열은인문, 사회 ( 비상경, 사범계열포함 ), 사회 ( 상경 ), 자연, 공학의 5계열로분류하였다. 복수 부전공 변인은단일전공대학졸업자를준거집단으로하고부전공이수자와복수전공이수자 ( 복수전공과부전공동시이수자포함 ) 를각각더미코딩하였다. 또한, 주전공계열과복수전공계열의상호작용효과를분석하기위해주전공계열은인문계열을, 복수전공계열은단일전공이수자를준거집단으로하는더미변인을생성하였으며, 이들의상호작용항을구성하여분석에투입하였다. 졸업시기변인은 2009년 8월졸업자와 2010년 2월졸업자로구성된이분변인이고, 학점변인은입학부터졸업까지의평점평균을 100점만점으로환산한연속변인이다. 영어성적은 TOEIC 점수를 10 점단위로환산하여변수화하였으며, TOFEL(iBT, CBT, PBT) 이나 TEPS 점수는각영어시험간점수환산표 8) 를사용하여동일수준의 TOEIC 점수로환산하였다. 또한, 영어성적으로측정되기힘든회화역량을반영하기위해어학연수기간변인을투입했다. 대학진로교육만족도변인은학생들의취직에대한대학의노력을반영하고있는변수로 Likert 5점척도로구성했다. 여기에더해, 직장에서의업무능력향상을위한교육 훈련이나인턴경험자를선호하는최근노동시장경향을반영하여직업훈련과인턴십경험여부를통제변인으로투입했다. 마지막으로, 자격증은개인이소유한기술이나지식, 역량등을간접적으로보여줄수있는지표라할수있다. 전공과관련정도에따라효과가다를수있음을고려하여, 자격증변인미소지자를준거집단으로전공무관자격증과전공관련자격증을더미변인으로설정하였다. 다. 분석변인의기술통계 분석에사용된표본은 2009 년 8 월과 2010 년 2 월에졸업한 4 년제일반대학졸업생 8) TEPS ( 및 ETS ( 홈페이지참조

62 56 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 총 6,765 명이다. 이표본에대한기술통계결과는 < 표 3> 과같다. < 표 3> 기술통계 : 유목변인 첫직장첫직장월급분석대상취업비율구분정규직비율 ( 만원 ) (%) 인원 ( 명 ) 비율 (%) (%) 평균 S.D. 개인특성성별여성 3, 남성 3, 소재지 설립유형대학특성 대학생활 및 취업노력 평판도순위 졸업시기 직업훈련 인턴십 자격증유무 주전공계열 복수 부전공 지방사립 2, 지방국공립 1, 수도권사립 2, 수도권국공립 위이하 2, ~60위 1, ~40위 1, 위이내 1, 년 8월 1, 년 2월 5, 경험없음 5, 경험있음 1, 경험없음 5, 경험있음 1, 없음 1, 전공무관 1, 전공관련 3, 인문 사회 ( 비상경 ) 1, 사회 ( 상경 ) 1, 자연 1, 공학 1, 미이수 5, 부전공이수 복수전공이수 1, 계 6, 표본중 91.5% 가조사시점이전에취업한적이있고, 취업자중첫직장이정규직이었던졸업생비율은 62.7% 였으며, 첫직장월급의평균은약 193 만원이었다. 전체의

63 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 57 48% 에해당하는 3,244 명의여성응답자들은평균취업률 90.9%, 정규직비율 54.1%, 월급약 168 만원으로, 남성응답자의평균취업률 92.1%, 정규직비율 70.8%, 월급약 217 만원에비해낮은수준을보이고있다. 표본의 77.2% 가 2010년 2월졸업생이었고, 응답자중취업또는직장에서업무능력향상을위한직업훈련이나인턴십을경험한학생은각 21.2%, 25.3% 이었다. 또한, 자격증을하나라도가지고있는학생은 74.9% 였고, 그중에서전공관련자격증소지자는전체응답자의 47.6% 를차지했다. 관심변인인복수전공과부전공이수비율은각각 18.2% 와 6.7% 였다. < 표 4> 기술통계 : 연속변인 개인특성 대학생활 및 취업노력 구분최소값최대값평균 연령 모학력 월평균가계소득 0.0 1,000.0 학점 영어성적 어학연수기간 대학진로교육만족도 (1.5) 11.7 (2.9) (211.6) 81.4 (8.4) (120.5) 2.5 (4.8) 2.9 (0.9) 취업여부 첫직장정규직여부 미취업취업비정규정규 26.4 (1.5) 11.7 (3.1) (190.8) 80.3 (9.1) (137.6) 1.7 (4.1) 2.8 (1.0) 26.5 (1.5) 11.6 (2.9) (213.3) 81.5 (8.4) (118.3) 2.5 (4.8) 3.0 (0.9) 26.2 (1.5) 11.5 (3.0) (202.8) 81.4 (8.6) (123.0) 2.2 (4.6) 2.9 (0.9) 26.8 (1.5) 11.7 (2.8) (218.6) 81.6 (8.3) (111.3) 2.7 (5.0) 3.0 (0.9) * 괄호안은표준편차를의미함 연속변인을살펴보면전체평균연령은 26.5 세였으며, 어머니의평균교육연한은 11.7 년, 월평균가계소득은 396.2만원정도였다. 학점은 100점만점에약 81.4 점, 영어성적은 TOEIC 점수기준으로약 742.3점, 어학연수기간은평균약 2.4 개월, 그리고졸업한대학의진로관련상담및지원제도에대한만족도는 5점만점에 2.9 점이었다.

64 58 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅳ. 분석결과및논의 1. 복수전공이수가대학졸업자취업성과에미치는영향 대학졸업자의취업성과는취업여부와취업의질로나누었으며, 취업의질은다시정규직여부와월평균소득으로구분하여분석하였다. 분석은종속변인의성격에따라 Logit 및 OLS 회귀분석을실시하였으며, 개별대학의고유한특성을통제하기위해대학고정효과 (college fixed effect) 모형에따른분석결과를함께제시하였다. 9) < 표 5> 복수전공이수여부가취업성과에미치는영향 개인특성 대학특성 대학생활및취업노력 종속변수 취업여부 첫직장정규직여부 첫직장월급 모형 Logit FE Logit Logit FE Logit OLS FE 성별 1.35* *** 1.39*** 30.03*** 29.93*** 연령 * 1.08* 3.65*** 3.45*** 모학력 0.96* 월평균가계소득 ** 1.00* 0.03*** 0.03*** 지방국공립 0.82 (dropped) 0.80** (dropped) (dropped) 수도권사립 0.94 (dropped) 0.94 (dropped) 12.64*** (dropped) 수도권국공립 1.67 (dropped) 1.24 (dropped) 27.48*** (dropped) 소재지 / 설립유형 평판도순위 41 60위 1.04 (dropped) 0.97 (dropped) 3.44 (dropped) 21 40위 0.60*** (dropped) 0.90 (dropped) 16.21*** (dropped) 20위이내 0.52*** (dropped) 0.94 (dropped) 40.06*** (dropped) 2010년 2월졸업 * 1.18* 학점 1.12* *** 1.15*** 10.88*** 11.35*** 영어성적 1.03*** 1.04*** 1.04*** 1.05*** 0.87*** 0.63*** 어학연수기간 *** 1.11*** 대학진로교육만족도 1.20*** 1.22*** 1.14*** 1.12*** 3.62*** 2.89** 직업훈련경험 2.50*** 2.44*** *** 9.93*** 인턴십경험 2.59*** 2.69*** 0.64*** 0.63*** * 전공무관자격증 ) 대학고정효과분석을실시한모든결과에서 학교각각의대학고정효과가모두 0이다 라는귀무가설에대한 F검정은 p<0.001 수준에서유의하게기각되었다. 이는 ( 수식 2) 에서대학각각의특성을나타내는 값이모두 0은아니라는것을의미하며, 개별대학의고정효과를통제해서분석해야할필요성을말해준다 ( 민인식 최필선, 2009).

65 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 59 대학생활및 취업노력 종속변수 취업여부 첫직장정규직여부 첫직장월급 모형 Logit FE Logit Logit FE Logit OLS FE 전공관련자격증 1.30* 정규직여부 48.52*** 47.60*** 사회 ( 비상경 ) 0.51*** 0.49*** 사회 ( 상경 ) *** 1.65*** 15.27*** 17.11*** 자연 *** 1.51*** 10.98*** 10.22** 공학 *** 2.86*** 29.80*** 29.67*** 주전공계열 부전공 복수전공 * ** 5.46* 상수항 *** *** N LR χ2 [R2] 복수전공여부 주 1 : Logit model 인취업여부와정규직여부는 Odds Ratio 를, 첫직장월급은회귀계수를보고하였음. 주 2 : *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05, p<0.10 먼저, 복수전공이수여부 변인을통제변인과함께투입하여분석한결과, 복수전공이수자는졸업후 18개월또는 24개월이내에취업할확률이단일전공자에비해높게나타났다. 단순 Logit 분석에서는복수전공이수여부가유의한영향을미치지않았지만, 개별학교특성을통제한대학고정효과모형에서는복수전공이수자의취업확률이주전공만이수한학생보다 30% 더높았다. 둘째, 복수전공이수가첫직장이정규직일확률을높여주지는않았지만, 첫직장에서받는월급에는정적인효과를미쳤다. 구체적으로, 복수전공이수자는단일전공이수학생보다첫직장에서급여를매달 5.5 만원정도더받고있었다. 여기에 현직장 임금상승효과를밝힌이필남 (2013) 의연구결과까지함께고려해본다면, 복수전공이수는첫직장의임금뿐만아니라이후직장의임금까지도높여주는효과가있음을짐작할수있다. 반면, 복수전공에비해상대적으로이수기준이낮은부전공은어느취업성과에도유의미한영향을미치지못하고있었다. 이러한결과는기존에복수전공과부전공을하나의다전공변인으로묶어분석한선행연구들 ( 황여정 백병부, 2008; 채창균 김태기, 2009) 을재검토해야할필요성을보여준다. 다시말해, 복수전공이취업성과에미치는영향력이부전공으로인해가려졌을가능성이있기때문이다. 추가적으로통제변인의영향력을살펴보면, 우선개인특성변인에서남성이여성에비해취업가능성은 1.26 배, 정규직확률은 1.39 배높았고, 첫직장월급은약 30만원더많았다. 또한, 연령이한살증가할때마다첫직장월급은약 3.5 만원씩더높아졌다.

66 60 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 반면, 모학력과월평균가계소득의영향력은통계적으로유의하지않거나그효과가미미했다. 그리고지방사립대에비해지방국 공립대졸업자의정규직취업률이낮게나타났고, 수도권사립, 수도권국공립대학졸업자는지방사립대학보다월평균임금이높았다. 한편, 대학평판도순위가높을수록취업률은오히려낮아졌는데, 대학평판도순위 20 위이내의대학졸업자가졸업후 18 개월또는 24 개월이내에취업할가능성은평판도 60위밖대학졸업자의절반에그쳤다. 그런데상위권대학일수록대학졸업자의첫직장평균월급이증가하는것으로미루어볼때, 상위권대학으로갈수록취업률이낮아지는현상은취업여부변인에취업의질이고려되지않았기때문으로볼수있다. 학교생활및취업노력변인중에서영어성적과대학진로교육만족도는취업여부뿐만아니라취업의질적인면에서도정적인효과를보이고있었고, 직업훈련경험과전공관련자격증유무는취업률과월평균임금에, 학점은정규직취업확률과월평균임금에정적인영향을미치고있었다. 반면, 어학연수기간이나전공무관자격증은취업성과에통계적으로유의미한영향을미치지못하거나그효과크기가미미했다. 한편인턴십경험은취업확률을높여주지만, 정규직취업확률이나임금은오히려떨어뜨리고있었다. 2. 주전공계열과복수전공계열이취업성과에미치는영향 다음으로, 대학졸업자의주전공계열과이들이선택한복수전공계열에따라취업성과가어떻게달라지는지를살펴보기위해, 주전공계열과복수전공계열의상호작용항을투입하여분석하였다. 그결과, 인문계열학생중인문계열내타전공이나상경계열로복수전공을이수한학생은인문계열만전공하는학생보다첫직장월급이각각 17만원, 11만원정도더높게나타났다. 둘째, 인문계열로복수전공한상경 자연 공학계열학생은해당계열을단일전공한학생에비해, 월평균임금이각각 27만원, 37만원, 46만원정도적은것으로나타났다. 셋째, 주전공계열이사회 ( 상경 ), 자연, 공학인대학졸업자는인문계열졸업자에비해정규직일확률이나월평균소득이더높게나타났다. 넷째, 취업여부와첫직장정규직여부에는어떠한복수전공이수도통계적으로유의한영향을미치지않았다. 이를통해첫째, 취업시장에서주전공과복수전공이갖는가치가다르다는것을알수있다. 예를들어, 인문계열을주전공으로하고상경계열을복수전공하는학생은인문계열단일전공학생보다월평균소득이약 11만원정도많았지만, 상경계열학생이인문계열

67 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 61 을복수전공하는경우에는인문계열단일전공학생에비해약 7만원을적게받는것으로나타났다. 즉, 이필남 (2013) 은주전공의가치와복수전공의가치가동일하다고가정하였으나, 본연구결과에따르면주전공으로서의상경계열전공이수와복수전공으로서의상경계열전공이수는상이한가치를갖는다고볼수있다. 둘째, 취업성과가상대적으로저조한인문계열학생들의경우특정계열로의복수전공을통해고용경쟁력을확보할수있을것으로보인다. 분석결과에따르면, 인문계열학생중인문계열내타전공이나상경계열로복수전공을이수한경우인문계열만을전공한학생들에비해첫직장월급이높았다. 여기서한가지주목해야할점은인문계열전공자가인문계열로복수전공을한경우가상경계열로복수전공을한경우에비해월평균기대소득이약 6만원정도높다는점이다. 이는동일전공영역에서보다심도있는지식및역량을갖추는것이타전공계열로의복수전공에비해임금상승에보다효과적일수있음을말해준다. < 표 6> 주전공계열과복수전공계열이취업성과에미치는영향 인문계열 비상경계열 상경계열 종속변수취업여부첫직장정규직여부첫직장월급 모형 Logit FE Logit Logit FE Logit OLS FE 주전공 ( 비상경 ) 0.53*** 0.51*** 주전공 ( 상경 ) *** 1.80*** 19.32*** 20.16*** 주전공 ( 자연 ) *** 1.58*** 14.43*** 12.78*** 주전공 ( 공학 ) *** 3.17*** 33.02*** 32.33*** 부전공 복수전공 ( 인문 ) * 17.21* 복수전공 ( 비상경 ) 복수전공 ( 상경 ) * 복수전공 ( 자연 ) 복수전공 ( 공학 ) 부전공 복수전공 ( 인문 ) 복수전공 ( 비상경 ) 복수전공 ( 상경 ) 복수전공 ( 자연 ) (omitted) 복수전공 ( 공학 ) (omitted) 부전공 복수전공 ( 인문 ) (omitted) * 복수전공 ( 비상경 )

68 62 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 자연계열 종속변수취업여부첫직장정규직여부첫직장월급 모형 Logit FE Logit Logit FE Logit OLS FE 복수전공 ( 상경 ) 복수전공 ( 자연 ) (omitted) 복수전공 ( 공학 ) (omitted) 0.00 (omitted) (omitted) (omitted) (omitted) 부전공 복수전공 ( 인문 ) * * 복수전공 ( 비상경 ) 복수전공 ( 상경 ) 복수전공 ( 자연 ) 복수전공 ( 공학 ) (omitted) 부전공 복수전공 ( 인문 ) * * 공학 복수전공 ( 비상경 ) (omitted) 계열 복수전공 ( 상경 ) 복수전공 ( 자연 ) (omitted) 복수전공 ( 공학 ) 통제변인 포함 포함 포함 포함 포함 포함 상수항 *** *** N LR χ2 [R2] 주1 : *** p<0.001, ** p<0.01, * p<0.05, p<0.10 주2: Logit model 인취업여부와정규직여부는 Odds Ratio 를, 첫직장월급은회귀계수를보고하였음. 주3: 주전공계열과복수전공계열의상호작용항 과통제변인들이함께투입되었지만, 본표에서는표기의편의를위해통제변인결과는나타내지않았음. 주4: 자연또는공학계열로의복수전공은 < 표 2> 에서확인할수있듯이, 해당표본의개수가적어, 그값이계산되지않거나신뢰하기힘들다는한계가존재함. 그런데현재의분석결과만으로타계열주전공자가인문계열로복수전공을하는경우해당계열단일전공자보다더적은월급을받는이유를명확하게설명하기는쉽지않을것으로보인다. 다만, 한가지가능한추론은인문계열로복수전공을이수한학생이자신의주전공이아닌인문계열관련직장으로취업할수있다는점이다. 상경 자연 공학계열대학졸업자가인문계열대학졸업자에비해대체로첫직장월급이높았다는사실에비추어볼때, 이들이복수전공을이수한인문계열직장으로취업했다면상경 자연

69 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 63 공학계열졸업자뿐만아니라인문계열단일전공자보다도더낮은월급을받을가능성이있다. Ⅳ. 결론및제언 복수전공제도는다변화된사회적요구와학생들의다양한학문적욕구를충족시켜줄수있을뿐만아니라 ( 이성봉, 2004), 경기침체가장기화하고있는현실속에서대학졸업자들의취업문제해결에상당한도움을줄수있을것으로기대되고있다 ( 최봉재, 2007). 특히기업인사담당자들이상경계열복수전공자에게가산점을부여하고있다 ( 헤럴드경제, ) 거나, 이공계열학생이경영학을복수전공할경우취업에보다유리하다 ( 한국경제, ) 는등의복수전공관련언론보도들이지속되면서복수전공, 특히상경계열로의복수전공이점차증가하고있다. 그러나복수전공이수가실제로취업에도움을주는지는분명하지않다. 복수전공이수여부는참고사항에불과하여채용에결정적인영향을미치지않을뿐만아니라, 주전공에대한전문성부족을이유로오히려채용에부정적인영향을미칠가능성도제기되고있기때문이다 ( 조선일보, ). 더욱이최근들어채용과정에서지원자의전공자체를고려하지않는기업들이증가하고있어, 복수전공이수가취업에미치는영향은더욱감소했다는지적도있다 ( 머니투데이, ; 한국경제, ). 결국, 대학졸업자의취업성과에대한실증적연구에서조차복수전공이수의효과가일관된결과를보이지않으면서 ( 남기곤 윤진호 이시균, 2010; 이필남, 2013; 정태영 이기엽, 2005; 채창균 김태기, 2009; 황여정 백병부, 2008), 복수전공이수여부를두고고민하고있는많은학생들은더욱혼란스러울수밖에없을것으로보인다. 이에본연구에서는 2010 대졸자직업이동경로조사 (GOMS) 자료를사용하여복수전공이수가졸업후 18개월또는 24개월이내에첫직장을구하는데긍정적인영향을미치는지살펴보고, 해당기간에첫직장을구한학생들을대상으로복수전공이수가취업의질즉, 정규직여부와월평균소득수준에유의미한영향을미쳤는지를분석하였다. 다만, 분석대상은 4년제일반대학졸업생으로제한하였으며다른전공계열학생들과대

70 64 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 학생활및취업특성이확연하게다를것으로예상되는의약계열 ( 수의학포함 ) 과예체능계열전공자들은분석에서제외하였다. 그결과 153 개 4년제일반대학의인문, 사회, 자연, 공학계열을졸업한 6,765 명이최종분석대상에포함되었으며, 개별대학의고유한특성을통제해주기위해대학고정효과모형을적용하여분석을실시하였다. 분석결과에따르면, 복수전공이수자는단일전공자에비해졸업후 18개월또는 24개월이내에취업할확률이약 1.3 배정도높았으며, 첫직장의월평균급여또한약 5.5 만원정도높은것으로나타났다. 그러나복수전공을이수한다하더라도정규직에취업할확률에는차이가없었다. 그런데이필남 (2013) 의연구에서복수전공이수가 현직장 의임금상승에긍정적인영향을미쳤다는점을고려할때, 복수전공이수는첫직장의임금뿐만아니라현직장임금까지도높여주는효과가있음을확인할수있다. 한편, 부전공이수는취업여부뿐만아니라첫직장의정규직여부와월평균소득수준에도유의미한영향을미치지않았다. 이는여러선행연구들의분석결과에서다전공이수가취업성과에유의미한영향을미치지못한이유라고할수있는데 ( 황여정 백병부, 2008; 채창균 김태기, 2009), 복수전공과부전공이수를 다전공 이라는동일범주에함께포함시킴으로써각각의영향력이구분되지못하였기때문으로보인다. 그리고복수전공이수의효과를주전공및복수전공계열로세분화하여살펴본결과, 취업여부와정규직취업가능성에는주전공및복수전공계열에따른차이가거의없었다. 그러나첫직장의월평균소득수준에서는유의미한차이들이나타났다. 특히, 인문계열주전공자의복수전공효과가두드러졌는데, 인문계열주전공자가인문계열내타전공혹은상경계열로복수전공을할경우, 인문계열만전공한졸업생에비해첫직장월평균소득이각각 17 만원, 11 만원정도높았다. 한가지주목할점은인문계열전공자가인문계열내타전공으로복수전공한경우가상경계열로복수전공한경우에비해월평균기대소득이약 6만원정도높았다는점이다. 이는타전공으로의복수전공보다동일전공영역으로의복수전공이보다높은임금상승으로이어지고있음을의미한다. 즉, 단일전공자에비해복수전공이수자의월평균임금이더높은것은사실이나, 복수전공방법에있어다방면의역량보다동일전공영역에대한심화역량을갖추는방향이임금상승에보다효과적일수있음을짐작할수있다. 다만, 이러한현상은인문계열전공자에대한분석결과에서제한적으로나타나고있는것으로, 향후각전공영역별분석대상의수를확대하여보다정교한분석을실시해볼필요가있을것으로보인다. 이상의분석결과와선행연구에대한검토결과를토대로복수전공이수를희망하고

71 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 65 있는학생과복수전공제도를운영하고있는대학에다음과같이제언하고자한다. 첫째, 인문계열학생의경우복수전공이수가취업확률및첫직장의소득수준에긍정적인영향을미친다는점을고려할필요가있다. 다만, 복수전공계열에따른첫직장의소득수준에대한분석결과에서나타나듯이, 인문계열학생들의경우타계열로의복수전공보다동일계열로의복수전공을통해보다심화된역량을갖추는것이소득수준향상에보다효과적일수있다는점에주목할필요가있다. 둘째, 취업성과를향상시키는변인은복수전공이수만있는것이아니다. 분석결과와같이졸업평점이나영어성적, 직업훈련경험, 인턴십경험등은취업여부뿐만아니라첫직장의정규직여부나월평균소득수준에상당한영향을미치고있다. 따라서자신의적성이나주전공영역에대한역량정도를고려하지않은채무조건적으로복수전공이수만을위해노력하기보다, 주전공과목에보다집중함으로써졸업평점을향상시키고취업에필요한영어능력이나직무수행능력을향상시키기위한노력도게을리하면안될것으로보인다. 더불어, 취업하고자하는직업분야및기업을정하여미리인턴십경험을해보는것도취업가능성을높이는데상당한도움을줄수있다. 대학의경우에는 대학진로교육만족도 가취업및정규직여부, 첫직장월평균소득에상당한영향을미치고있음에주목할필요가있다. 분석결과에따르면, 졸업한대학의진로관련상담및지원제도에대한만족도가 1점증가할때학생들의취업확률은약 1.2 배, 첫직장이정규직일확률은약 1.1 배, 월평균소득은약 2.9 만원정도향상되는것으로나타났다. 이는재학생들에대한진로관련상담및교육, 지원프로그램등을확충하는것만으로도졸업생의취업성과가향상될수있음을의미한다. 나아가이러한진로교육및상담이복수전공과연계된다면, 다양한자질과능력을두루갖춘인재양성 이라는복수전공제도의근본취지를달성하는데보다효과적일수있을것으로보인다. 셋째, 대학은복수전공제도가내실있게운영되지않을경우, 복수전공이수자뿐만아니라해당전공을주전공으로하는학생또한심각한어려움을겪을수있다는것에유념할필요가있다. 본연구에제시된전공계열별복수전공이수실태및연도별변화경향에서도나타나듯이상경계열과같은특정계열로의복수전공쏠림현상이심화되고있다. 그런데해당전공및학과의담당교수의수나, 사용가능한강의실의수등은제한적일수밖에없기때문에일부학교에서는강좌당학생수가크게증가하여수업의질이저하되거나해당전공을주전공으로하는학생들이전공과목에대한수강신청을하지못하는문제들이나타나고있다 ( 부대신문, ). 그리고주전공자에게요구되는전공필수과

72 66 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 목이수나졸업논문제출이복수전공자에게만면제됨으로써주전공학생들이상대적으로피해를입을수있을뿐만아니라, 복수전공학생들의질적수준이낮아져복수전공학위자체의가치를떨어뜨릴가능성도배제할수없다 ( 동아일보, ; 최갑종외, 2003). 최근에는교육부가 4년제대학구조개혁의 1단계평가지표에 성적분포의적절성과엄정한성적부여를위한제도의운영여부 를포함함으로써 ( 교육부, 2014) 상대평가가더욱강화될것으로예상된다. 그리고그과정에서복수전공자가주전공자에비해낮은평점을받을가능성이제기되고있어, 향후복수전공제도의운영이상당히위축될가능성도있어보인다. 따라서대학은복수전공제도를확대하기에앞서각복수전공자에게어떤교육을제공하고어떤역량을갖추도록할것인지를먼저고민해야하며, 복수전공제도의운영과정에서복수전공학생들과주전공학생들모두피해를받지않도록지속적인관심을기울일필요가있다. 이상에서살펴본것처럼본연구는 4년제일반대학졸업생의복수전공이수가취업성과에어떠한영향을미치는지를살펴보고, 주전공및복수전공계열에따라어떠한차이가나타나는지를구체적으로분석하였다. 그럼에도불구하고본연구에서해결하지못한과제들이있어이를후속연구로제안하고자한다. 우선, 본연구에서는복수전공이수가취업여부및취업의질에미치는영향을분석하는데그치고있을뿐, 복수전공이수자가정말해당전공영역에대한충분한역량을갖추고졸업을했는지, 취업이후요구되는충분한직무역량을갖추는데복수전공이수가어떤기여를하였는지등에대한연구로나아가지못하였다. 둘째, 본연구에서는복수전공이수자가선택하는진로가주전공영역에관련된분야인지아니면복수전공영역에관련된분야인지를구분하지않았다. 그러나최종적인진로를어떤전공영역으로선택하는지에따라취업성과의의미가크게달라질수있다는점을고려할때, 후속연구에서는복수전공이수자가주전공과복수전공중어떤영역으로진로를선택하는지에대한보다구체적인연구와이를고려한취업성과분석이실시될필요가있다.

73 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 67 참고문헌 교육개혁위원회 (1995). 신교육체제수립을위한교육개혁방안 (Ⅰ), 교육개혁위원회. 교육부 (2014). 대학구조개혁평가지표 ( 안 ) - 일반대학, 대학구조개혁평가지표마련을위한공청회 ( ). 교육혁신위원회 (1997). 역대정부대통령위원회교육개혁보고서 (Ⅲ): 문민정부 , 교육혁신위원회. 남기곤ㆍ윤진호ㆍ이시균 (2010). 대학재학중활동이노동시장성과에미치는효과, 경제발전연구, 제16권제1호, 쪽, 한국경제발전학회. 노경란ㆍ박용호ㆍ허선주 (2011). 대학재학중취업및진로개발서비스참여경험이대졸자의취업에미치는영향 : 취업여부, 고용형태, 일자리만족도를중심으로, 교육학연구, 제49권제1호, 63 92쪽, 한국교육학회. 류장수 (2005). 지방대학졸업생의노동시장성과분석 : 수도권대학졸업생과의비교, 노동경제논집, 제28권제2호, 1 27쪽, 한국노동경제학회. 문성숙ㆍ노상우 (2013). 대학변인이취업성과에미치는영향, 교육종합연구, 제11권제3호, 75 94쪽, 교육종합연구소. 민인식ㆍ최필선 (2009). STATA 패널데이터분석, 한국 STATA 학회. 박성재ㆍ반정호 (2006). 대졸청년층취업준비노력의실태와성과, 한국인구학, 제29 권제3호, 29 50쪽, 한국인구학회. 박환보ㆍ김성식 (2011). 개인배경, 취업준비노력, 대학서열유형이대졸자의노동시장성과에미치는영향분석, 교육사회학연구, 제21 권제3호, 77 98쪽, 한국교육사회학회. 송석구 (2012). 대학교육개혁의자율과타율, 대학교육, 제176권, 16 17쪽, 한국대학교육협의회. 오미숙 (2007). 순천향대학교복수전공수강실태에대한연구, 순천향사회과학연구, 제13권제1호, 29 46쪽, 순천향대학교사회과학연구소. 유동형ㆍ민현주 (2012). 대학전공계열과졸업후첫일자리의성과분석 : 예체능계열과다른계열과의차이를중심으로, 사회과학연구논총, 제27권, 쪽,

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75 복수전공이수가첫직장취업성과에미치는영향 : 4 년제일반대학졸업생을중심으로 ( 김훈호 우한솔 김한길 김별희 ) 69 통계청 (2014). 2014년경제활동인구청년층부가조사표. 통계청. 한국고용정보원 (2008) 대졸자직업이동경로조사, 한국고용정보원. 한국고용정보원 (2009) 대졸자직업이동경로조사, 한국고용정보원. 한국고용정보원 (2010) 대졸자직업이동경로조사, 한국고용정보원. 한국고용정보원 (2011) 대졸자직업이동경로조사, 한국고용정보원. 황여정ㆍ백병부 (2008). 대졸청년층의노동성과결정요인, 고용직업능력개발연구, 제11권제2호, 1 23쪽, 한국직업능력개발원. Del Rossi, A. & Hersch, J.(2006). Double your major, double your return?, Economics of Education Review, Vo.27, pp Hemelt, S. W.(2010). The college double major and subsequent earnings, Education Economics, Vol.18 No.2, pp [ 신문보도 ] 경향신문 ( ). 서울대 10개년계획1 차시안을보면생산하는인간의전당으로, 경향신문. 경향신문 ( ). 넓어진전공선택기회서울대학교신입생계열별모집에따른배경 방향, 경향신문. 동아일보 ( ). 대학질향상의시도문교부교육개혁방안의의, 동아일보. 동아일보 ( ). 서울대계열세분화, 동아일보. 동아일보 ( ). 대학복수전공효과못봤어요 기업들외면취업도움안돼, 동아일보. 머니투데이 ( ). 경영학부전공취업에별도움안돼, 건대 4년밝혀, 머니투데이. 부대신문 ( ). 몰아치는부 복수전공학생에위태로운강의실, 부대신문. 세계일보 ( ). 복수전공에도인문학찬밥... 문사철수강생기근, 세계일보. 아주경제 ( ). 대학생 취업에유리해복수전공한다, 아주경제. 조선일보 ( ). 복수전공, 취업에도움안돼, 조선일보. 조선일보 ( ). 복수전공후... 이력서에 경영전공 쓰는인문학사, 조선일보. 한국경제 ( ). 기업인사담당자 이공계졸업생, 경영학복수전공땐취업유리, 한국경제. 한국경제 ( ). 복수전공 부전공가산점얼마나받나, 한국경제. 헤럴드경제 ( ). 대학생 취업때문에경제 경영학복수전공, 헤럴드경제.

76 70 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Abstract The Influence of Dual-major Degree Program on Employment Outcomes of University Graduates Hoonho Kim Hansol Woo Hangil Kim Byeolhee Kim This research was carried out on 4-year university graduates, with the aim of analyzing the effect of having a dual-major on their employment outcome. The data used in this analysis is from the Graduates Occupational Mobility Survey 2010 (GOMS), provided by the Korean Employment Information Service. The analysis method used in this study is the College Fixed Effect model which is useful when controlling the distinct characteristics of the universities. We also analyzed their interaction between single major and dual-major degrees to examine the differences in employment outcome. As a result, the research showed that the completion of a dual major program had a significant effect on their salary of their first job. However, it did not have effect on the contract type of the employment (permanent contract). Secondly, there was no interaction effect between the major program and dual-major in terms of the employment outcome and whether the individual obtained permanent position. Thirdly, in terms of the monthly salary on first job, the interaction of major-program and dual-major program has shown significant effect partially, especially for liberal arts graduates with a dual major in other liberal arts subject, commerce and business subjects had a higher average salary than their peers who had major in liberal arts only. Key word: 4-year University Graduates, Employment outcome, Graduates Occupational Mobility Survey (GOMS)

77 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 71 雇傭職業能力開發硏究第 18 卷 (1), , pp c 韓國職業能力開發院 대졸신입사원의창의성측정도구개발 * 조한익 ** 이성원 *** 김화영 **** 본연구는기업현장에서요구하는대졸신입사원의창의성요인을도출하고이를활용한측정도구를개발하기위한목적으로실시되었다. 최근기업들은신입사원의창의성을선발의주요지표로강조하고있으나구체적으로창의성이어떤요인을의미하며평가의지표가무엇인지를설명하는것은모호하다. 따라서본연구에서는선행연구에서다루어진직무상황에서의창의성의개념과요인들을검토하여현장에서요구되는창의성요소를도출하였으며이를학계및현장전문가의타당도평정과정을거쳐신입사원의창의성측정도구의최종요인과지표를선정하였다. 본개발도구의모형을검증하기위해입사 1년미만의대졸신입사원 290명을대상으로해당동료및상사 3인의사례를분석하였으며, 최종적으로창의역량의 2요인 ( 창의적심리자원, 창의적사고와산물 ) 과총 13개의측정문항이도출되었다. 본연구에서개발된대졸신입사원의창의성측정도구는조직의실무현장에서합의된요소로구성되었으며이를실제대졸취업자를통해검증하였다는데에의의가있다. 마지막으로본연구의결과를토대로논의와한계점을제시하였다. - 주제어 : 조직구성원, 대졸신입사원, 창의성, 측정도구 투고일 : 2014 년 10 월 31 일, 심사일 : 11 월 20 일, 게재확정일 : 2014 년 12 월 09 일 *** **** 이논문은 2012 년교육과학기술부학부교육선진화선도대학사업 ( 한양대학교졸업생 3C 역량측정도구개발연구 ) 의일환으로수행되었음. **** 제 1 저자, 한양대학교교육학과교수 ( @hanyang.ac.kr) **** 교신저자, 고려대학교교육문제연구소연구교수 (sungwon21@hanmail.net) **** 한양대교육학과박사과정 (8peace@naver.com)

78 72 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅰ. 서론 창의성은현대사회의예측불가능한다양한문제들을해결하고자하는보다새로운기술과지식의통합적활용및새로운정보를선별하고창출하는능동적인활동으로강조되고있다 ( 김현진 설현도, 2014; Amabile, 1988; Porter, 1990; Tierney & Farmer, 2011). 국내에서는창의인재를양성하고창의적아이디어의사업화를비전으로새로운정부조직인미래창조과학부를설립하였다. 미래창조과학부는교육부와연계하여학생들의교과과정에창의적능력을배양시키는정책을마련하였으며 ( 장석영, 2014), 2013년도부터 ICT 와 SW분야에창의적아이디어를공모하여기업과연계해주고연구비를지원하는사업을추진하고있다 ( 미래창조과학부, 2013). 이처럼국가의정책과기업의요구로말미암아창의적인인재의중요성은더욱부각되고있다. 이와같은창의적인인재란기업조직분야에서주요한역량으로보고된다 ( 황규희, 2013; Montag, Maertz, & Baer, 2012). 기업조직의창의성에대한주요관심은조직의기술을발달시키는것, 환경을변화시키는것, 조직구조와전략을변화시키는것, 생산물과절차및서비스를향상시켜경쟁조직을이기는것, 고객의바람에따라진보하는것, 글로벌한사회에부응하는것이므로창의적인인재는반드시조직에필요하다고보았다 (Eagan, 2005). 실제기업현장에서필요로하는창의성에대한이순묵 최인수 여성칠 (2008) 의연구에서는산업조직에서의창의성개념은그동안다루어온창의성과구별되는창의성의원형 (prototype) 이있다고하며산업조직에서의창의성개념의독립성을제시하였다. 더불어창의성은신입사원채용시중요한역량으로다루어진다 ( 유태용 김영주 김현욱 박혜진 심윤희 김정수 안여명, 2008; 이임정 윤관호, 2007). 다만역량에대한기존의접근은뛰어난성과를내는개인이가지고있는특성을파악하거나조직구성원에게결핍된것을찾는것으로주로이루어진반면최근에는개인이나조직에게부과된결과물, 즉가시적으로확인할수있는성과로부터역량을도출하는것으로이루어진다 ( 김진모, 2001). 개인적관점에서도유태용 최정락 (2012) 은창의성이조직구성원개인의내재적인직무만족과자율성을높이고직무만족도에긍정적인영향을준다고하여창의성

79 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 73 역할의범위를확대하였다. 이정욱 김진모 (2012) 도창의적인인재의창의적특성이조직에대한몰입을높인다고주장하였다. 이와같은연구들은조직구성원의창의성이해당조직의다양한측면에영향을미치고있으며, 이러한창의성의향상은기업의주요목적인생산성향상및문제해결과일맥상통하다는것을나타낸다. 하지만이러한창의성의요구에도불구하고실제기업현장에서는창의성에대한기대에충분히부응하지못하는것이현실이다 ( 양승실 김현진 주경필, 2006). 이는창의성에대한현장중심적이해의부족및이를지표화하여교육시킬만한근거가부족하기때문이라고지적된다. 이러한관점에서창의성을조직의요구에맞는성과혹은결과물과의관련성을확인하고, 이를통해현장에맞는창의성교육을연계하는것이필요할것이다 ( 김기범, 2008; 김선호 조경호 홍성만, 2001; Im & Workman, 2004). 특히고등교육기관으로서의책무성이요구되는대학교육에서학문과실무를효과적으로연계할필요가있다고보았다. 따라서본연구를통해기업에서필요로하는창의적인인재를양성하기위한교육정책과방향에대해제시하여, 창의성함양을통해실무적활용이가능도록하고자한다. 따라서본연구에서는조직에서의창의역량을확인하기위해조직의관점으로이해하고자하며대학교육을통해제공하여야하는창의성을기업현장중심적이해를통해탐색하고자한다. 기업환경에서다루는실용적측면에서의창의성은학교에서경험하는이론적측면과다를수있으므로실제기업현장에서의창의성개념을근거로하여이를지표로구성하고최종적으로측정도구를개발하고자한다. 이와같은업무현장에서발휘되는창의성수준은구성원본인이주관적으로느끼는것이아닌타인의평가가더욱중요하다. 따라서본연구에서는조직의상사나동료의관점으로평가하도록구성된창의성측정도구를개발하고자한다. 이를통해업무현장에서창의성을평가할때실질적으로활용될수있도록하고, 나아가대학교육에서의현장맞춤형창의성교육방향에대해제안하고자한다.

80 74 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅱ. 이론적배경 1. 기업에서의창의성 창의성 (Creativity) 을설명할때인간의능력중하나인지능 (Intelligence) 과의차이점을구분하는데, 지능은이미알려져있는정해진답을빠르고정확하게찾아가는수렴적사고에비유할수있는반면에창의성은새로운답을찾고없는답을찾아가는확산적사고에비유하며구별된다 ( 정범모, 2001). Guilford(1970) 는창의성이란새롭고신기한것을낳는힘이라고정의하였다. 또한창의성을가진사람들이가지고있는특성에대하여다섯가지요인을도출하였는데, 문제에대한민감성, 사고의유창성, 사고의융통성, 사고의독창성, 사고의정교성이라고하였다. 이와유사하게 Torrance(1977) 는전통적으로창의적인사고에는유창성, 유연성, 독창성, 정교성과같은하위요인을가진다고보았으며관련도구를개발하였다. 반면조직에서의창의성개념은기존에언급된창의성자체로서일반화하기보다는독립적인영역으로한정하여탐구할필요가있다 ( 이순묵외, 2008; Amabile, 1988). Strand(2011) 는창의성을표현 (expression) 으로서의창의성, 생산 (production) 으로서의창의성, 재건 (reconstruction) 하는것의창의성이라고비유할수있다고하였다. 여기에서재건 (reconstruction, 再建 ) 이란기존의것을진리라고여기지않고새로움을경험함으로써새로운지식을창출해가는것을의미하는것으로현대의조직은사회, 경제, 문화적배경과끊임없이상호작용하면서변해가기때문에이와통한다고하였다. 이순묵외 (2008) 는실제산업조직에서필요로하는창의성개념은그동안다루어온창의성과구별되는창의성의원형 (prototype) 이있다고하며산업조직에서의창의성개념의독립성을제시하였다. 이때조직에서의창의성의두가지측면으로전문적창의성과일상적창의성으로구분하였으며전문적창의성이란어느특정영역에서구성원이기존의산물과비교하여독창적이고유용한것을창출해내는것을의미하고, 일상적창의성이란일상의생활이나사건에서문제를해결하고새롭게바라보며유용하고정교한방법을고안해내는것으로

81 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 75 변화하는환경에적응해가는도구로서의창의성이라는의미를가지고있다. 이로인해창의성은창의적인능력, 즉창의역량의개념으로이해되거나역량의한요인으로인식되고있다 ( 김선연 유호정 2013; 이종구, 2010). 역량 (competency) 이란높은업무성과를내는사람에게서찾아볼수있는심리적, 행동적특성이며조직환경속에서직무의질적목표를달성해낼수있는조직구성원의능력이다 (Dubois, 1993). 따라서창의성이조직구성원에게요구되며필수적이라는의미로볼수있다. 이와유사하게박우성 (2002) 도역량을기업에서창의적이고높은업적을내는개인이가진능력과특징이라고기술하였다. Matsumoto, LeRoux, Ratzlaff, Tatani, Uchida, Kim & Araki(2001) 의연구에서도창의성은주요역량으로강조되고있는데, 문화가다른곳에서잘적응하는조직구성원에게필요한능력으로서의창의성을강조하고있다. 이에국내기업에서도선호하는인재상의역량으로창의성은중요한요소로자리잡고있다 ( 유태용외, 2008; 이임정 윤관호, 2007). 이와같이창의성은기업의업종이나크기에따라차이는있으나대부분의기업에서필요로하는역량임에도불구하고이러한역량을충분히훈련받지못한상태로기업에입사하는경우가많으므로창의적인재양성을위한교육체제의구축이지속적으로요구되고있다 ( 신현석 박균열 엄준용, 2008; 양승실외, 2006). 즉대학졸업자수준에서는자신이당면한문제를규명하고정답이없는상황에서도많은대안을찾아낼수있는능력, 즉개인이가진경험과지식을활용할수있는능력이필요하다는측면에서 ( 김명소, 1998) 조직구성원에게필요한역량으로서의창의성과연결된다. 이를종합하면기업에서는창의적인재를필요로하므로이들이창의성을갖추었는지의여부는중요한관심사가될수있겠다. 2. 조직구성원의창의성요인 기업에서의창의성이강조되면서창의성에대한연구는다양한요인들을발굴하고확대되고있다. 대표적인 Sternberg & Lubart(1996) 은창의성은개인이가진여섯가지의자원으로이루어져있다고하며다음과같이제시하였다. 첫째, 지적능력으로종합력, 분석력, 실용능력세가지의상호작용으로이루어진자원이다. 둘째, 지식으로창의성발현을위한기본자원으로너무많지도적지도않아야한다고하였다. 셋째, 사고방식자원으로어떻게생각하는가에대한것으로어떤것에관여하고어떤능력을사용할

82 76 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 것인가에대한개인의스타일을의미한다. 넷째, 창의적사람들이가지는인성이다. 기회를잘포착하고순응하지않으려하며모험을즐기며유머감각이있는인성을말하였다. 다섯째, 동기자원이다. 창의적사람들은항상자신이좋아하는무언가를하고거기에많은시간을쏟는특성을가진다고하였다. 여섯째, 창의적아이디어를실현시키려면새로운아이디어를지원하고격려하는환경이필요하다고하면서환경자원을들었다. 따라서창의성을이해하기위한미시적및거시적접근은상호보완적이다. 조직구성원의창의성은기업조직의다양한성과및산출물과관련된다. Im & Workeman(2004) 은변화되는시장요구에부응하기위해서기업은창의적산물을지속적으로개발해야한다고하였다. 이정욱 김진모 (2012) 은개인창의성은조직성과에영향을주는자기효능감과관련있어서성과에대한간접적영향을미친다고하였다. 김기범 (2008) 은호텔종사자들의개인창의성과조직의성과가관련있음을밝혔으며, 김선호외 (2001) 는연구개발조직이수행하는과학연구는혁신적인아이디어를바탕으로한창의적인재에의해구현된다고하여창의성을촉진하는것이연구개발의성과로이어진다고확인하였다. 그러므로조직에서의창의성은인지적과정및사고력에기인한접근을우선적으로가정하고있다. 인지적측면에서 Guilford(1970) 는창의적능력은확산적사고이며원활하고민첩하게사고하여많은양의정보를가져오는사고의유창성이중요하다고강조하였다. 이와유사하게 Runco & Jaeger(2012) 는창의적아이디어는독창성과유용성이기준이된다고하여창의적아이디어를강조하였다. 이덕로 김태열 (2008) 도창의성이란개인이어떤문제를해결할때기존의방법이아닌새로운방법을찾아해결하려고하는융통성과유연성을의미한다고하며창의적인지과정의중요성에동의하고있다. 한편창의적사고는다양한용어로그의미를도출하여조직구성원에게요구되고있다. 노상충 정홍식 서용원 (2012) 은해외주재원의성공적임무수행을예측하는글로벌역량으로창의적사고가반영하고있는인지적유연성요인을도출하였다. 예를들어 다른사람이생각하지못하는아이디어를생각해낸다, 더효과적인해결책을위해기존한계를넘는다 와같은인지적유연성지표들이최근강조되는해외관련업무와국제적문제해결을위한글로벌역량으로제시되고있다. 따라서상황에적절하고유용한새로운아이디어를생성해내는창의적사고가다양한업무현장에서조직구성원의주요한창의적요인으로다루어짐을알수있다. 창의성사고와구별되는창의성정의적요인에대한접근은 Amabile(1996) 로대표된

83 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 77 다. Amabile(1996) 는조직업무에서발휘되는창의성에대하여강조하면서지식과경험, 창의적사고와행동, 내적동기를 3요소로제시하였는데이중그동안간과되어오던내적동기 (intrinsic motivation) 를언급함으로서개인의심리적특성을강조하였다. Oldham & Cummings(1996) 는조직구성원이가진창의적인성이기업창의성과관련이있다고하였는데, 여기서말하는창의적인성에는성격적특성, 인지적특성, 내적동기수준과관련된특성이포함되었다. 이와유사하게기업가와현장전문가를대상으로인터뷰한결과에서도창의성의개념에서주요하게구성원의내적동기가도출되었다 (Tierney, Farmer & Gran, 1999). Ettlie & O keefe(1982) 의연구에서도창의성과유사한혁신적태도에서내적동기가중요하게다루어지고있다. 국내에서도직무에서의동기요인과창의성의관련성은강조되고있다 ( 류인평 김정준 김기범, 2008). 국내기업조직의창의성이해에대한이순묵외 (2008) 의연구에서는개인적측면의창의성에대한세가지속성으로영역관련특성 ( 리더십, 관리역량 ), 동기화성분 ( 목표지향 ), 창의성관련개인특성 ( 집중및치밀, 개방및다양한관심, 자기방식및관습탈피 ) 이제시되었다. 이중동기화성분과창의성관련개인특성들은정의적요인으로포괄될수있겠다. 최근이혜림 백윤정 김은실 (2013) 의연구에서는개인창의성발휘를위한긍정적심리자본개념을제시하며자기효능감, 희망, 낙관주의, 복원력등의심리적요인을강조하고있다. 기업현장에서의창의성을이해하기위해서는창의적사고에의한결과물인창의적행동또한고려해볼수있다. 창의성을과정으로보는입장에서의창의적능력요인과결과나산출물로보는입장에서의창의적결과는창의성에대한집단특성별강조수준에따라충분히달라질수있다고보기때문이다 ( 이문선 강영순, 2003; 최종인 김인수 1996). 직무현장관련선행연구들에서는대표적으로새로운아이디어특히새로운사업제품이나서비스를찾는것에관한연구 (Sternberg, 1985), 직무와관련된문제에대해새롭고유용한것으로판단되는해결안을개발하는연구 (Shalley, 1995), 발견적인과업을수행하는개인에의해발현되는새롭고유용한아이디어나절차, 제품의생산을제시하는연구 (Amabile, 1996), 조직에대한새롭고유용한산물을개발하는연구 (Oldham & Cummings, 1996) 등으로다양하게제시된다.

84 78 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 3. 조직구성원의창의성측정도구 조직구성원의창의성을측정하는도구들은주로창의적성향과동기혹은사고및행동특성들을측정하고있다. 대표적인창의성측정도구는 Gough(1979) 의창의적성향검사이다. 이는창의적인사람들이가지는사고및행동특성에대한 30가지의형용사로이루어진검사이다. 본인에게해당되는형용사 ( 예 : 혁신적인, 성실한 ) 에체크를하여채점을하게되어있는데, 국내기업에서는일반인을대상으로개발된이와유사한창의성검사도구들을기업이라는장면에서활용하는형식을가지고있다 ( 전경원, 2000). Amabile(1996) 가조직구성원을대상으로개발한내적동기척도는특정한과제를수행하기위한내적동기수준을측정하고나아가주로창의성이발산되는에너지의근원인창의적인태도를확인하고자한다. 본도구는조직구성원자가측정으로 5점리커르트식척도를사용하며 나는복잡한문제를해결하는방법찾는것을즐긴다. 나의개성을표현할배출구가있다는것은나에게중요하다. 와같은개인의창의적태도와심리적동기에관한문항으로이루어져있다. Tierney, Farmer & Graen(1999) 은 191명의연구개발직인력을대상으로직원창의성과리더십이어떤관련이있는지를조사하였는데, 이를위해직원들이가지는내적동기수준을자가측정하게하고직무상에서나타나는창의적행동을타인측정하게함으로서직원창의성의요인을조사하였다. 직원창의성을측정하는도구로 Zhou & George(2001) 가개발한직무창의성척도가있다. 이척도는개인이직장에서의직무를수행하면서얼마나창의적인아이디어를도출하고과제를창의적으로수행하는지를측정하는도구이다. 문항은총 13개이고리커르트식 5점척도를사용하며상사나동료에의한타인이측정하게되어있다. 하지만 13 개문항중 3개문항은 Scott & Bruce(1994) 가개발한도구에서차용한것으로문항추출과정과이론적기반이미약하고하위구인에대한설명이생략되어있다. 반면이와같은주요창의성척도들은창의성의특정요인에대한평가만을고려하고있어통합적인요인을고려한창의성자체에대한판단은미흡하다는한계가있다. 이를보완하기국내에서는다양한척도들을번안하여사용하고있다. 배고은 (1999) 의창의적행동검사는기존의몇가지외국척도를종합적으로인용하여보완함으로써구성된번안척도이며자가측정방식의 5점리커르트척도이다 (Basadur & Finkbeiner, 1978;

85 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 79 Basadur, Graen & Wakabayashi, 1990; Ettlie, & O keefe, 1982; Siegel & Kaemmerer, 1978). 또한창의적직업환경을측정하는창의적환경척도 (KEYS) 는대표적인국내타당화척도이다 ( 장재윤 박영석, 2000). 이주일 이진희 (2008) 도창의적지지풍토와저해풍토에개인창의성에어떤영향을주는지알아보기위하여기존의 Robinson & Scern (1997) 의기업창의성척도를번안하였다. 하지만이와같은창의성측정도구들은국내기업에서의현장을충분히반영하기에는한계가있다고보이며, 기업분위기를측정하는것이므로창의성의주체인개인의차이를드러내는데한계가나타날수있다. 그러므로조직구성원의창의성을평가하는주체와대상자를고려하였을때보다국내직무현장에맞도록도출된실제적인척도가요구된다. 창의성측정도구개발의과정에서고려되어야할점중의하나는평가자영역이다. 도구의측정자는자가측정과타인측정으로나누어볼수있는데, 자가측정도구는조직에서원하는창의역량을파악하는것과객관성확보에어려움이있다고보인다. 반면상사혹은동료채점방식의타인측정법은조직구성원의창의역량에대해긍정적편향의오류를방지함으로써객관성을확보하며특히관찰된주요성과와의관련성을살펴볼수있다는점이장점일수있다. Ng & Feldman(2012) 은조직구성원을대상으로하는그간개발된창의적측정도구들을메타분석한결과타인측정은전체도구의 72% 로자기측정 (28%) 에비해높은비율로나타났다. 이때측정방식에따라서는관리자나상사의평정이 60% 로가장많았으며, 동료집단의측정이 5%, 마지막으로객관적인기준에의거한측정, 예를들면제안한창의적아이디어의수가 7% 를차지하였다. 결과적으로자기측정의비율이낮은이유에대해측정자개인변수나맥락변수와측정결과의관련성등으로제시하고있다. 이에따라본연구는대졸취업자에게요구되는창의역량에대한조직관점의목록을도출하고구성요인분석을통하여, 조직현장에서타인평가자가활용할수있는창의역량을측정도구를개발하고자한다. 즉조직구성원이창의역량을발휘할수있도록지원하기위해서는창의역량이무엇인지에대한구체적인목록을개발하고적절성을평가함으로써측정도구를개발하며, 기업조직에서가시적으로확인할수있는성과를도출하는창의성을어떠한요인과지표로구성할수있는지기업현장의측면에서다루고자한다.

86 80 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅲ. 연구방법 1. 측정도구개발절차 본연구는대졸신입사원의창의성측정도구를개발하기위해 [ 그림 1] 과같은절차에따라진행하였다. [ 그림 1] 문헌조사 문항구성 1 차학계 전문가평가 2 차현장 전문가평가 문항수정 측정모형구성 및통계분석 측정도구개발 우선직무현장및창의성관련문헌조사를통해관련자료를검토하였다. 이후대졸신입사원에게요구되는창의성의요인과그에따른문항초안을구성하였으며창의역량구성요인과측정문항에대한내용타당도를위해전문가평가를실시하였다. 본연구에서는전문가집단을두집단으로구분하였으며창의성관련학계전문가와기업교육전문가및현장인재개발전문가 ( 인사, HRD) 등이다. 표적집단면접 (FGI: Focus Group Interview) 를통해검증하여이론적적합성뿐만아니라조직에서의현장적합성도중요하게고려하였으며 1차학계전문가평정단계에서는이론적측면에서의적합성을다루기위하여박사, 교수, 연구원이포함되어있는학계전문가 3명으로부터요인적합성과문항의내용타당도에대해자문을받았고, 2차현장전문가평정단계에서는대기업및중소기업의인사담당부서에서일하는과장급이상의관리자 21명에게현장적합성을평가받았다. 이들은신입사원의선발과채용, 교육분야에서모두 10년이상의경력을가지고있다. 특히 2차 FGI 에서는 1차 FGI 결과를바탕으로수정한검사문항의적합도를검증받고, 그에대한견해를자유롭게기술하도록하였다. 이러한 1, 2차의전문가결

87 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 81 과에따라수정된측정지표를대상으로측정모형을구성하였으며이후실제기업현장에서근무하는대졸신입사원을대상으로상사나동료가이들의창의성을평가한자료를수집하여실증적자료를도출하였다. 이후통계적분석방법을적용하여대졸신입사원의창의성측정도구를개발하였다. 2. 측정대상과참가자 기업현장에서의창의성측정대상은서울소재 A대학졸업자중기업체에취업한지 1년차인신입사원으로총 1,897 명이다. 측정대상자들은모두업무현장의조직구성원으로서입사 1년미만의대졸자로한정을두어대졸신입사원의측면에서의창의성을탐색하고자하였다. 즉본연구는창의성의초점을특정직군이나업무에한정하는특성적접근을지양하고자하였는데, 이는대학의창의성교육이직무현장전반에서얼마나유용하게활용될것인지를하고자하는본연구의목적에따라다양한기업에서근무하고있는대졸신입사원들에초점을맞추었다. 반면복수의대학졸업자를표집할경우일반화의가능성은향상될것이나학교별특성을구별하기어려우므로우선특정대학으로한정하였다. 더불어본연구에서는대상자에대한자기보고식측정이가지는한계점을보완하기위해조사대상자와같은조직에서근무하고있고신입사원의창의성을객관적으로관찰할수있는상사혹은동료들을설문에참가시켰다. 이들은신입사원과의업무공유경험이 1년미만으로한정되어있으나, 신입사원의담당자이자평가자로서해당사원의업무적특성과성과및수행전반에대해잘알고있는경우이다. 본연구자는이메일또는전화를활용하여졸업생들에게연구의목적과설문참여대상자의조건을설명하고, 자신의상사나동료중에서 3명을선정하도록하였다. 이후 3명의대상자의전자메일주소를확보하여온라인설문조사참여협조메일을발송하였다. 즉, 신입사원 1인당 3인이온라인을통해응답하였고 3인의응답은평균을내어신입사원 1인의사례로분석되었다. 이과정에서동료나상사 1, 2인만응답한사례는제외되고 3인이모두응답한 296명에대한사례가회수되었다. 이중부실응답 6명을제외한 290 명에대한사례가최종분석되었다. 최종응답자에관한사항은 < 표 1> 과같으며남성응답자가전체의 76.9%, 공학전공이 61.0% 를차지하였다. 평가자와피평가자와의관계는상사 50.7%, 동료 49.3% 로유사한비율로나타났다.

88 82 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 1> 대졸신입사원의창의성평가응답자분포구분인원 (N=290) 남 223 (76.9%) 성별여 67 (23.1%) 학부전공피평가자와의관계피평가자의근속기간평균 ( 표준편차 ) 11.2개월 (5.8개월) 공학상사 177 (61.0%) 147 (50.7%) 비공학동료 111 (38.3%) 143 (49.3%) 다음으로대졸신입사원및응답자소속된조직의특성은 < 표 2> 와같이분포되었다. 소속된조직의분포를살펴보면대체로다양한업종과업무의특성을보인다. 구체적으로살펴보면산업영역에서는제조산업 (37.6%) 과건설산업 (17.9%) 분야가많았으며, 조직규모면에서는고용인원 3,000명이상인경우가 54.1% 로절반이상을차지하였고, 100 명소규모조직은 4.8% 에해당하였다. 관련직무는연구 / 개발이가장많았고 (29%), 경영지원 (28.6%), 생산 (19.3%), 영업 / 서비스 (19.3%), 마케팅 (3.4%) 순이었다. 소속부서의평균인원은 16.2 명이다. < 표 2> 대졸신입사원소속조직분포 구분하위항목인원백분율 산업 조직규모 제조건설도매 / 소매금융 / 보험출판 / 방송 / 정보물류 / 교통서비스공공행정교육서비스에너지기타 3,000명이상 1,000 3,000명미만 500 1,000명미만 명미만 100명미만 % 17.9% 5.9% 12.4% 8.6% 1.4% 9.0% 2.1% 0.7% 3.1% 1.4% 54.1% 20.3% 9.0% 11.7% 14.8%

89 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 83 구분하위항목인원백분율 관련직무 부서규모 생산영업 / 서비스마케팅연구 / 개발경영지원기타 명 19.3% 19.3% 3.4% 29.0% 28.6% 0.3% 12.7 명 ( 표준편차 ) Ⅳ. 연구결과 1. 창의성정의및요인설계 본연구에서는대졸신입사원들이조직에서발휘하는창의성을직무수행의관점에서접근하였으며이에따라선행연구를통해도출된창의성에대한정의는다음과같다. 창의성이란, 직무관련상황에서기존의것보다새롭고유용한해결방안을제시하여조직의성과에기여할수있는능력. 이와같은창의성에대한정의를토대로선행연구를통해다음과같은 창의적태도, 창의적사고, 창의적행동 의세가지하위요인으로구성하였다. 첫째, 창의적태도란창의적과정을지속시키는동기를의미하는영역이다. 즉, 직무를수행할때창의적역량을발휘하게만들어주는개인의심리적특징으로융통성, 능동성, 실패에대한내성, 개방성을포함한다. 둘째, 창의적사고란창의성발휘의과정적인관점이며직무를수행할때자신이가지고있는지식과경험을바탕으로기존에없던새로운발상과다양한아이디어가발휘되는인지적인능력을의미한다. 셋째, 창의적행동이란성과적관점에서바라보는창의역량이다. 직무에서의문제해결과조직에적용가능한실용적인결과물을의미한다. 창의역량의하위요인에대한설명과출처는 < 표 3> 와같다.

90 84 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 3> 창의성의하위요인 요인설명출처 창의적태도 창의적사고 창의적행동 직무를수행함에있어창의성발휘를촉진하는개인의심리적특성과자질로서융통성, 능동성, 실패에대한내성, 개방성을포함 직무를수행함에있어지식과경험을토대로기존에없는새로운발상과다양한아이디어가발휘되는인지적인능력 직무를수행한결과를통해문제해결및조직에적용가능한실용적인산출물을제시함. 이혜림, 백윤정, 김은실 (2013) Amabile(1996), Gough(1979), Sternberg & Lubart(1996) 이덕로, 김태열 (2008), 전경원 (2000), Guilford(1970), Runco & Jaeger (2012) 최종인, 최인수 (1996), Oldham&Cummings(1996) Shalley(1995), Sternberg(1985) Tierney, Farmer & Graen(1999) Zhou&George(2001) 2. 지표개발과내용타당도검증 문헌조사를통해본연구에서의창의성과창의성요인을설정하였으므로다음은각요인별하위지표를개발하고내용타당도를검증하였다. 각요인의하위지표를개발하는과정은본연구자들이창의성관련선행연구에서나타난직무현장에서의창의성에대한개념및설명을도출함과동시에기존에개발된창의성측정도구의특성들을검토하고관련된주요부분을논의하여최종결정되었다. 그결과최종적으로총 38문항이도출되었으며이중창의적태도는 12 개지표, 창의적사고는 9개, 창의적행동은 17 개의지표로나타났다. 다음은요인과문항의타당도를확보하기위해전문가평정과정을실시하였다. 즉연구자에의해설정된 3개요인이창의성을구성하는데적합한지여부를판단하기위한과정이다. 먼저 1차 FGI 에참여한학계전문가를대상으로창의성을구성하고있는세가지하위요인과 38개문항에대한적합한정도를 매우적합, 적합, 보통 3점척도로평가하도록하였다. Gable & Wolf(1993) 는기업이나학교맥락에서태도와가치등을측정할때 3점척도를사용한결과와 5점척도를사용한결과간에큰차이가없다고하였으므로본연구에서도적합도평정을위해 3점척도를사용하였다. 따라서전문가들에게본연구의취지와창의성의개념에대한설명을포함하여관련자료를제시한후연구자에

91 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 85 의해설정된 3개요인이창의성을구성하는데적합한지를평가하고, 이어각문항이어느정도해당요인을측정하는데적합한지를 3점척도로평정하였다. 그결과는 < 표 4> 와같다. < 표 4> 1 차학계전문가자문결과표 하위요인 예비문항 적합도평균 판정 창의적태도 창의적사고 창의적행동 1 복잡한문제를해결하는방법을찾는것을즐긴다 유지 2 자신의업무를즐기면서한다 유지 3 기회가되면자신의개성을표출한다 삭제 4 어떤일이든지새로운경험으로받아들인다 유지 5 관심분야가넓다 수정 6 호기심이많다 삭제 7 실패를두려워하지않는다 삭제 8 행동에대한다른사람의의견과평가를진지하게받아들인다 삭제 9 어려운일이어도도전의식을가진다 수정 10 맡은일외에스스로일을찾아서한다 유지 11 몇번실패를해도좌절하지않는다 수정 12 다른사람들의별난아이디어도기꺼이경청한다 삭제 13 다듬어지지는않았지만다양한아이디어를가지고있다 유지 14 다른사람들보다새로운아이디어에대한생각을자주한다 유지 15 다른사람들이미처생각하지못한새로운해결책을생각한다 유지 16 일의어려움을발생시키는문제를찾아서해결한다 유지 17 수행을향상시키기위해새롭고실제적인아이디어를사용한다 유지 18 새로운기술, 과정, 기법과업무아이디어를고안한다 유지 19 자주새롭고혁신적인아이디어를도출한다 유지 20 조직이나업무에관한문제를발견한다 에포함 21 비록시간이나노력이필요하더라도, 동일문제를더욱효과적이고새로운방식으로다룬다 에포함 22 현존하는방법이나장치들의새로운사용법을찾아낸다 유지 23 새로운결과나과정을위한기회들을찾아낸다 에포함 24 상사가일일이지시하지않아도스스로알아서효과적으로실행한다 삭제 25 잘아는것만하기보다는잘모르는분야의일을다양하게해보는것도기꺼이한다 수정 26 자신의업무에서독창적으로일을처리한다 수정

92 86 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 하위요인 예비문항 적합도평균 판정 창의적행동 27 일을할때새로운아이디어를생각해내며모험을한다 삭제 28 기발한것을산출해내지만, 사용가능하고일과관련된아이디어이다 수정 29 목적이나목표를달성하기위한새로운방법을제안한다 에포함 30 질을높이는데필요한새로운방법을제안한다 수정 31 기회가주어졌을때업무에서창의성을발휘한다 에포함 32 새로운아이디어를도구화할때필요한적절한계획과시간계획을짠다 삭제 33 문제를창의적으로해결하는것에적극적으로동의한다 삭제 34 업무수행하는데새로운방법을제안한다 에포함 겉으로무관해보이는아이디어들을업무, 조직등과연결짓는다. 기회가있을때마다업무, 절차, 상품등에관해서새로운아이디어를제안한다 수정 2.33 유지 37 회의에서새로운아이디어를자주말한다 수정 38 아이디어가떠오르면조직에적용가능하게계획하여제시한다 에포함 위와같은학계전문가들의적합도평가및자문의결과를토대로판별기준을마련하여각요인별문항을축소, 통합하거나수정하였다. 첫째, 요인설계안과전문가가실시한요인배치안이서로상이한평가지의경우삭제대상으로판별하였다. 둘째, 측정문항이설계된대로해당요인을측정하는지표로판단되었으나의미상요인대표성이상대적으로미흡한항목을제거대상으로판별하였다. 학계전문가의자문에의해점수뿐만아니라의미의지적사항은문항을최소화하기위해하나의문항으로통합하였다. 그리고의미상구분되는문항은협의후유지하기로하였다. 그결과 1차안을수정하고측정도구 2 차안이 22문항으로완성되었다. 다음으로기업현장전문가를대상으로 2차전문가평가를진행하였다. 현장전문가선정은현재소속조직내에서업무를수행하고있는 21명의기업실무자들을대상으로하였으며 1차수정된측정도구요인및문항이업무현장에서정확히해석되는지여부를평가받기위해실시되었다. 현장전문가들은측정문항의현장적합성을 매우적합, 적합, 보통 3점척도로평정하였고, 평정점수의평균치가낮을수록조직현장에적합한것으로해석하였으며표준편차도고려하였다. 조직현장적합성은표현및의미의명확성과이

93 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 87 해의난이도측면에서이루어졌으며추가적으로해당요인및지표와관련하여자유롭게의견을제시하도록하였다. 현장전문가들이제시한의견들은특히갓입사한신입사원에게기대되는창의성의측면에서보다구체적인의견이제시되었다. 현장전문가들의적합도결과는 < 표 5> 와같다. < 표 5> 2 차현장전문가자문결과표 하위요인 창의적태도 창의적사고 창의적행동 예비문항 적합도평균 1 복잡한문제를해결하는방법을찾는것을즐긴다 유지 2 자신의업무를즐기면서한다 수정 3 어떤일이든지새로운경험으로받아들인다 삭제 4 업무에대한관심분야가넓다 삭제 판정 5 모호한업무라도도전정신을가지고임한다 에포함 6 맡은업무외에도스스로일을찾아서한다 수정 7 실패를해도좌절하지않고긍정적이다 수정 8 다듬어지지는않았지만다양한아이디어를가지고있다 유지 9 다른사람들보다새로운아이디어에대한생각을자주한다 에포함 10 다른사람들이미처생각하지못한새로운해결책을생각한다 수정 11 일의어려움을발생시키는문제를찾아서해결한다 수정 12 업무수행을향상시키기위해새롭고실제적인아이디어를사용한다 삭제 13 새로운기술, 과정, 기법과업무아이디어를고안한다 수정 14 자주새롭고혁신적인아이디어를도출한다 유지 15 기존방법이나장치들의새로운사용법을찾아낸다 에포함 16 잘모르는분야의일을다양하게해보는것도기꺼이한다 에포함 17 기존의업무를독창적이고효과적으로일을처리한다 수정 18 일과관련된기발한사고를하며활용가능한아이디어이다 수정 19 업무의질을높이는데필요한새로운방법을제안한다 수정 20 겉으로무관해보이는아이디어들을업무, 조직등과연결짓는다 수정 21 기회가있을때마다업무, 절차, 상품등에관해서새로운아이디어를제안한다 유지 22 업무상새로운아이디어를자주말한다 에포함

94 88 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 이와같은 1, 2차에걸친학계및현장전문가자문을통해창의성에대한요인과문항이최종수정되었다. 요인명은자문단의의견을최대한반영하여창의적심리자원, 창의적사고, 창의적산출물로수정하였다. 그리고기존에반영되지않았던지표로현장전문가가제시한 다른사람들의새로운경험과다른가치관을받아들인다. 문항을창의적태도요인에추가하여최종확정되었다. 3. 현장자료분석 가. 자료수집 1, 2차 FGI 를통해내용타당도를검증한창의역량은수정된요인명 ( 창의적심리자원, 창의적사고, 창의적산물 ) 에근거하여총 15문항으로축소되었다. 이를양적분석하기위하여서울소재 A대학을졸업한신입사원의상사혹은동료를대상으로온라인설문조사를실시하였다. 그결과측정대상자 296 명에해당하는상사나동료가응답을하였고, 그중부실기재 6명을제외한 290 명의응답사례가최종분석되었다. 나. 분석결과 선행과정을통해도출된창의성측정도구 3요인 15문항에대한현장자료분석결과, 먼저창의성측정도구 3요인의문항간의내적일관성을나타내는전체문항신뢰도는 Cronbach α=.910로나타나문항의내적일관성이유의한것으로검증되었다. 창의역량문항별평균및표준편차, 왜도및첨도결과는아래의 < 표 6> 과같다. Finch & West(1997) 는측정변수들의왜도와첨도는 0에가까울수록정상분포에가깝고이들의절대값이각각 2와 7을넘지않을것으로제한하였다. 본연구의왜도와첨도를계산한결과, 이기준들을충족시키는것으로나타나정상분포가정을충족하는것으로검증되었다.

95 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 89 < 표 6> 기초통계표 요인 문항 내용 평균표준편차 왜도 첨도 1 관습에얽매이지않고융통성이있다 제시된업무에대해능동적으로임한다 요인1 창의적 3 복잡한과제라도해결방법을찾는것을즐긴다 심리자원 4 어려움에직면해도쉽게좌절하지않는다 다른사람들의새로운경험과다른가치관을 5* 받아들일줄안다 다듬어지지는않았지만다양한아이디어를가지고있다 미처생각하지못한새로운해결책을생각한다 요인2 기존의것들을개선하는방법에대하여많은창의적 아이디어를가지고있다. 사고 9 새로운기술과절차를고안한다 자주새롭고혁신적인아이디어를도출한다 독창적인방법을사용하여업무의질을높인다 기존의방법을넘어서서새로운사용법을찾아낸다 요인 3 창의적산물 * 추가문항 13 업무성과에도움이되는유용한아이디어를제시한다 아이디어가떠오르면조직또는업무에적용가능하도록제시한다 겉으로무관해보이는아이디어들을조직, 업무등과연결짓는다 다음으로 KMO 와 Bartlett 검증을실시하였다. 이는요인분석의적절성을검증하기위한것으로 KMO 결과는값이 1의값에가까울수록요인분석에적절한자료를의미하며 KMO >.70 이상인경우에요인분석하기좋은자료로판단되며, Bartlett 구형성검증은 p<.05 이상유의한자료로검증되어야한다 (Tabachnick, Fidell & Osterlind, 2001). 본연구에서는 < 표 7> 에서와같이해당기준치를만족하여요인분석에적절한자료임이입증되었다. < 표 7> KMO 와 Bartlett 분석 값 KMO.939 χ² Bartlett df 105 유의도 p <.001

96 90 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 다음으로요인분석을실시하였다. 먼저전문가평정으로도출된총 15문항을대상으로문항별로요인이설명하는분산비율을확인하기위해공통성을확인하였다. Pett, Lackery & Sullivan(2003) 는공통성지수가.30 이상인문항은요인을적절히설명하는것으로해석되며.30 미만인경우에는설명력이낮은것으로보았다. 문항별검토를통해공통성지수기준에부합하지않은것으로나타난문항 5번을최종삭제하기로하였다. < 표 8> 에서와같이문항별공통성지수를확인한결과 5번문항의경우해당기준을충족하지않아삭제되어총 14개문항으로수정되었다. < 표 8> 창의성요인및문항별공통성지수 요인 문항 내용 초기 추출 1 관습에얽매이지않고융통성이있다 요인1 2 제시된업무에대해능동적으로임한다 창의적 3 복잡한과제라도해결방법을찾는것을즐긴다 심리자원 4 어려움에직면해도쉽게좌절하지않는다 다른사람들의새로운경험과다른가치관을받아들일줄안다 다듬어지지는않았지만다양한아이디어를가지고있다 요인2 7 미처생각하지못한새로운해결책을생각한다 창의적 8 기존의것들을개선하는방법에대하여많은아이디어를가지고있다 사고 9 새로운기술과절차를고안한다 자주새롭고혁신적인아이디어를도출한다 독창적인방법을사용하여업무의질을높인다 요인3 12 기존의방법을넘어서서새로운사용법을찾아낸다 창의적 13 업무성과에도움이되는유용한아이디어를제시한다 산물 14 아이디어가떠오르면조직또는업무에적용에능하도록제시한다 겉으로무관해보이는아이디어들을조직, 업무등과연결짓는다 다음으로창의성측정도구를활용하여대졸신입사원들의창의성을상사나동료가평가한자료로탐색적요인분석을실시하였다. 요인추출법은주축요인분석 (principal axis factor analysis) 을사용하였고회전방식은프로맥스 (promax) 방식을사용하였다. 분석결과, 요인의수는총 2개로나뉘는것으로나타났으며기존 3 요인중 창의적사고 요인과 창의적산출물 요인이 1요인으로묶이는것으로확인되었다. 이와같은결과를토대로최종요인명은 창의적사고와성과 로통합하여명명하였다. 이과정에서문항 15는

97 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 91 어느요인에도포함되지않아최종삭제하였다. 이러한결과로나타난최종 2요인및문항별요인계수를확인하였으며결과는 < 표 9> 와같다. < 표 9> 최종창의성요인및문항별요인계수 요인번호 요인명 요인계수 문항번호 문항내용 요인1 요인2 요인1 창의적심리자원 2 제시된업무에대해능동적으로임한다 복잡한과제라도해결방법찾는것을즐긴다 어려움에직면해도쉽게좌절하지않는다 관습에얽매이지않고융통성이있다..379 요인2 창의적사고와성과 10 자주새롭고혁신적인아이디어를도출한다 미처생각하지못한새로운아이디어를도출한다 독창적인방법을적용하여업무의질을높인다 기존의것들을개선하는방법에대하여많은아이디어들을가지고있다 다듬어지진않았지만다양한아이디어를도출한다 업무성과에도움이되는유용한아이디어를제시한다 새로운기술과절차를고안한다 기존의방법을넘어서서새로운사용법을찾아낸다 아이디어가떠오르면조직또는업무에적용가능하도록제시한다..578 요인 ** 요인2.684** 1 분석결과, 최종적으로도출된창의성 2 요인의기술통계및신뢰도를확인하였으며그결과는 < 표 10> 과같다. < 표 10> 요인별신뢰도및평균, 표준편차신뢰도 문항수 평균 표준편차 창의적심리자원 창의적사고와성과 전체창의성

98 92 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 다음으로최종수정된요인구조를재검증하기위해총 13문항을대상으로최대우도법 (Maximum Likelihood Estimation) 으로확인적요인분석을실시하였다. AMOS 18.0 을사용하여분석한결과, 모형의적합도는대체로양호하게자료를설명하는것으로나타났다. Hair, Black, Babin & Anderson(2009) 에의하면 CFI >.90, TLII >.90, RMSEA <.08 인경우해당모형은수용할만한수준인것으로판단한다. 본연구의확인적요인분석결과는 < 표 11> 에제시한바와같이 CFI=.956, TLI=.946, RMSEA=.067 인것으로나타나수용할만한것으로판단하였다. < 표 11> 모형적합도 X 2 df TLI CFI RMSEA 측정모형 ( ) Ⅴ. 결론및논의 본연구는기업현장에서신입사원의창의성을주요한선발요인으로파악하고조직내직무현장에서발휘되는대졸신입사원창의성의개념과요인을탐색하여도구를개발하였다. 또한실제업무현장의대졸신입사원을대상으로창의성을평가하는상사및동료들을포함시켜측정도구를검증하였다. 상사및동료와같은타인평가방식은실제조직업무내에서이루어지는창의성이야말로매일의업무에서도발휘되는일상적, 반응적창의성이므로이는부서내상사가종합적으로평가하는것이기때문이다 ( 이순묵외, 2008). 특히타인에의한창의성평가는조직의업무성과와의연관성을내포하고있다고보고된다 ( 김기범, 2008; 김선호외, 2001; Im & Workman, 2004). 본연구에서대졸신입사원의창의성측정모형과지표의개발과정타당성검증은 1, 2차에나누어진행되었으며 1차는이론적검증을위해학계전문가에의해실시되었고, 2 차는현장적합성및창의성개념의적절성과이해도검증을위해현장전문가를통해이루어졌다. 이와같은검증과정을거쳐 3개의하위요인, 즉 창의적태도, 창의적사고, 창의적산출물 과이를반영한 15개의지표로도출되었다. 이후최종선별된문항을바탕

99 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 93 으로직무현장에서대졸신입사원들의업무를평가하는상사및동료들을대상으로온라인설문조사를실시하였으며수집된자료를분석하여창의성의하위요인구조및지표의타당성을양적분석으로검증하였다. 분석결과최종적으로 2개의하위요인, 즉 창의적심리자원 과 창의적사고와산출물 로수정되었으며총 13개의지표로개발되었다. 이와같은결과는이론적구성을통해도출된 3가지하위요인중 창의적사고 와 창의적산출물 이 1요인, 즉 창의적사고와산출물 로통합되면서수정된점에주목할만하다. 즉선행연구들을통해서 창의적사고 와 창의적행동 은구별되어설명되고있으나, 직무현장에서는창의적사고, 즉아이디어자체가창의성의산출물로통용됨을의미하며, 실제조직구성원에대한평가시두가지개념이유사하게활용되고있음을나타낸다. 이는 R&D 연구원들의경우창의적아이디어자체가직무성과가된다는결과와유사하다 ( 김선호외, 2001). 따라서본연구를통해개발된창의성측정도구는업무현장연구를통해검증된도구라는것이증명되었으며, 종합적으로본연구의의의는다음과같다. 첫째, 대졸신입사원의창의성측정도구를개발하기위해실제기업현장의평가자들이대졸신입사원의창의성을판단하는기준과내용을반영하여현장적합성을높인데에있다. 이는학계전문가와현장전문가에의해요인과문항을검토하는과정을단계적으로거쳐내용타당도를검증하였으나창의성의개념적이해와실무활용가능성간에차이가존재함을보여준다. 즉조직에서의창의성이전문적인창의성보다는일상적업무에서발휘되는일반적창의성이라는주장에서처럼창의성의이론과실제가차이가있다는점을지지하는결과이다 ( 이순묵외, 2008; Tierney, Farmer & Graen, 1999). 또한창의성의이해를위해서는개인창의성과환경맥락적요인간의상호작용이강조되고있다 (Shalley, Zhou & Oldham, 2004). 따라서, 개인의창의역량을잘이해하기위해서는개발된목록을바탕으로조직의다양하고복잡한상호작용적개념이포함되어야할것이다. 둘째, 본연구를통해대졸신입사원에게요구되는창의성은 창의적심리자원 과 창의적사고와산출물 이라는 2요인으로도출된바, 이에맞는대학교육의이원화방향이제시되었다. 특히 창의적심리자원 은그동안강조되어온창의성과달리최근강조되고있는창의성의정의적측면을반영하고있으며, 창의적사고력의함양을위해서는이를지원하는개인의심리적자원이필요하다는선행연구와일치한다 ( 이혜림외, 2013; Amabile, 1996; Tierney & Farmer, 2011). 더불어선행이론에서구분된개념이었던창의적과정과창의적결과물이통계적분석결과 1요인으로통합되었다는결과도의

100 94 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 미가있다. 이러한결과는직무현장에서창의적사고와결과물이창의성의가시적성과로통용될수있으며창의적아이디어자체가직무성과가된다는선행연구결과를지지하고있다 ( 김선호외, 2001). 따라서본연구에서개발된신입사원창의성측정도구는대졸취업자들의창의성이실제직무현장에서발휘되는정도를실제평가자의관점을통해측정가능하다는점에서다양한활용이가능하다. 먼저, 신입사원의창의성역량개발을위한다양한교육프로그램의효과성을진단하고개선하는기업교육장면에서도유용하게활용될수있겠다. 기업교육은성과위주의교육에서점차문화와정서를포함하는가치위주의교육으로변모하고있는데 ( 장원섭 심우정, 2005), 이런의미에서신입사원에게요구되는 2요인창의성에대한측정과교육적활용을통해창의성발현을위한토대조성및업무수행방향을지도할수있을것으로보인다. 또한본연구에서개발된창의성측정도구는상사나동료가평가하는방식을취하였으므로조직에서구성원의창의역량을측정하여조직, 집단, 개인차원에서성과에어떤영향을미치는지실증적으로분석한자료가될수있다. 마지막으로는기존의대학교육이우수한지적역량을갖춘학생들을대상으로실무에서도충분히창의성을발휘하는조직구성원을양성할수있는지침을제공했다는점이다. 실제로많은기업들은대학의현장교육에대하여불만족하고있는데, 개인의능력이나지식습득에비해인성과창의성에대한교육이부족하기때문이다 ( 양승실외, 2006). 그러므로대학교육에서는현장에서원하는창의성의특성을수용하고이를교육하는데있어본연구결과를활용해볼수있겠다. 마지막으로본연구의한계및대안은다음과같다. 첫째, 본연구는특정대학의졸업생을대상으로표집되었으며특히표본인 A대학의인구학적특성상공학전공생 (61%) 및남성응답자 (71.9%) 로나타나일반화하기에는한계가있다. 따라서추후다양한현장에서의경험적증거가확보되어도구의일반화가능성을판단할수있으며, 표본전체집단뿐만아니라표본내상호이질적하위집단간에도동일한요인구조및요인부하의형태가나타나는지를확인함으로써측정모형의타당도를추가적으로검증할필요가있다. 특히본연구의표본은성별, 학부전공, 소속조직의산업분야및규모에있어편포를보였는데, 이러한인구통계학적요인을기준으로하위집단간요인동질성을검증할필요가있겠다. 둘째, 본연구는대졸신입사원이일반적인업무장면에서의창의성을다루었기때문에각개인의구체적인업무는고려하지못하였다. 이와같은이유로는신입사원의특성상

101 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 95 업무가확정적이지않고업무의영향을받기에는근무연한이 1년미만으로짧기때문이었다. 하지만최종인 최인수 (1996) 는업무의강조점에따라창의성을보는관점이달라진다고보았으며창의성에대한접근은특정업무에따라달라질수있으므로후속연구에서는대졸사원이신입사원의단계를벗어난진급이후에는업무분야에따라창의성의차이를나타낼것인지확인해볼수있겠다. 셋째, 기업조직의구성원의창의성에영향을줄수있는다양한문화적요인, 조직의지원체계, 업무의특성등의영향이존재한다는점이다. 특히개인이보유한창의성의발휘는조직문화나리더의성향등과같은맥락적요인에의해영향을받는다고보고된다 ( 장재윤 박영석, 2000; Oldham & Cummings, 1996; Zhou & George, 2001). 따라서신입사원의입장에서는개인이가진창의성을향상시킴과동시에소속조직의맥락적영향을확인할필요가있다. 정리하면본연구는대졸신입사원들이갖추어야할창의성을조직현장에서요구하는관점에서이해하기위해요인과지표를도출하여측정도구를개발하고실증적으로확인하였다. 즉, 평가자중심의이해를근거로하여창의성측정도구를개발하였다는점에서대학생창의성역량교육시참고자료로활용가능하며, 대학및기업분야의창의성에대한이해의간극을좁혔다는데그의의가있다.

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107 대졸신입사원의창의성측정도구개발 ( 조한익 이성원 김화영 ) 101 Abstract Development of Field-based Creativity Competency Scales for College Graduates * Cho Hanik Lee Sungwon Kim hwayoung This study aims to derive the factors that compose creativity which is required of college graduates by companies, and to develop a model to measure such creativity. The derived components were reviewed and validated by experts from both academia and field in order to select the factors and indicators to be used for developing a measurement model. Survey was conducted on 290 college graduates who had less than 1 year experience in companies. As a result, 2 factors (creative psychological resource, creative thinking and performance) were derived and 13 questions were developed for the model aimed at measuring creativity. The measurement model developed in this study is meaningful as it is composed of factors which were agreed upon by the field and validated by actual experiences of new recruits, and is therefore highly likely to be used in the field. Key word : Employee, College graduates, Creativity, Measurement * This study was financially supported by research fund of 2012 Advancement of College Education from Ministry of Education, Science and Technology.

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109 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 103 雇傭職業能力開發硏究第 18 卷 (1), , pp c 韓國職業能力開發院 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 * 박시남 ** 본연구의목적은대학생의자기효능감이행복을매개로자기주도학습에어떠한영향을미치는지를살펴보고그간접효과의유의성을확인하고자하는것이다. 연구목적을달성하기위해한국교육고용패널조사 (KEEP) 의 7, 8, 9차년도설문자료를이용하였으며 2012학년도대학에재학중인학생 874명을기준으로하였다. 연구모델을통계적으로검증하기위해 Amos(18) 와 Mplus(7.2) 를사용하였고분석방법으로는잠재성장모델을이용하였다. 연구결과는다음과같다. 첫째, 자기효능감의초기값이행복의초기값에유의미하게긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 둘째, 행복의초기값이자기주도학습의변화율에유의미하게긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 셋째, 자기효능감의초기값과변화율이각각자기주도학습의초기값과변화율에유의미하게긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 넷째, 자기효능감초기값이행복초기값을매개로하여자기주도학습변화율에유의미하게긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 다섯째, 자기효능감이자기주도학습보다행복에미치는효과가더큰것으로나타났다. 여섯째, 자기주도학습에미치는효과는자기효능감이행복보다더큰것으로나타났다. ** - 주제어 : KEEP, 자기효능감, 행복, 자기주도학습, 잠재성장모델 투고일 : 2014 년 07 월 24 일, 심사일 : 2015 년 01 월 12 일, 게재확정일 : 2015 년 03 월 16 일 ** ** 본논문은 KEEP 9 차연합학술대회발표자료를수정 보완하여작성하였음. *** 서강대학교사회과학부 (psnam@sogang.ac.kr)

110 104 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅰ. 서론 통계청 (2014) 의 경제활동인구조사청년층부가조사결과 에서는대학재학중인학생이 286만5 천명으로청년층인구의 30.1% 에해당하고, 취업준비자가 66만 1천명으로 9.1% 이며, 일하지도않고일할의지도없는청년무직자 (NEET 족 ) 가 163 만3천명으로청년층인구의 17.2% 라고보고하고있다. 이렇게우리나라의청년층취업현실은다른나라와비교했을때청년고용률은낮고대학재학중인학생, 취업준비생, 그리고청년무직자의비율이매우높은편에속하고있다. 특히청년인구의 30% 에해당되는대학생들은국가인적자본형성의바탕을이루고있으며지속적인경제성장을이끌중요한재원이라할수있다. 현재정보통신의발달과인터넷의확산등은지식기반사회를넘어창조와융합을통한지식창조사회로의진입을촉진하고그어느때보다 학습 에대한관심을증대시킨다. 우리사회는컴퓨터통신망의광범위한구축과스마트폰의빠른보급으로인해지식과정보가누구에게나열려있는사회로의변화가급속도로진행되고있다. 따라서앞으로는자신에게필요한정보나지식이무엇인지, 어디에서획득할수있는지, 그리고어떻게이용할수있는지등의정보와지식을주도적으로획득하고생산적으로활용할수있는능력이요구된다 ( 진영은 이진욱, 2007). 특히, 이런상황에서최근빠르게확산되고있는 온라인대중공개수업 (Massive Open Online Course) 등은개방적학습사회에서자신에게필요한고급정보와지식을무료로접하고학습할수있어스스로학습할수있는능력을더욱필요로한다. 따라서자기주도학습은성인뿐만아니라대학생을대상으로하는대학교육에서도그필요성이증대되고있다. 이제대학교육은스스로탐구하고학습하고문제를해결할줄아는학습능력을갖춘문제해결사를양성하는것을그목적으로하여야한다. 또한, 지식의전달보다는학습하는능력, 배우는능력, 즉스스로학습할수있는능력인자기주도학습능력의함양이더욱요구된다. 자기효능감은자기주도학습에능동적으로참여하여자신이설정했던학습목표를달성하기위해적극적으로학습활동에참여하면서자신의학습능력에대해서도긍정적인믿

111 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 105 음과판단을하게한다. 자기효능감중에서도학습과관련한활동을수행하는데필요한행위를조직하고, 실행하면서자신의능력에대해내리는판단을학업적효능감이라고한다 (Bandura, 1997). 인간은자신이무엇인가를해낼수있다는기대와신념에의해행동한다. 이러한행동의변화는학습에있어학습자의인지과정과수행에중요한변인이되며학업적자기효능감을갖게한다. 학업적자기효능감은어려운상황에서도끈기를가지고극복할수있는능력을말한다. 또한, 수행과직접적인연관성을보이며학습자의성공적인학업성취의가능성을여러가지측면에서예측할수있게한다 ( 김아영 박인영, 2001; 최인선 주은지, 2013; Bandura, 1986). 대학은인재육성이라는책무성을지니고있으며대학생은교육현장과사회의접점에있는예비인적자원이다. 그러나취업준비및성적압력이과도한국내교육환경은서열만이가치의척도가되고승자와패자로구분되는경쟁사회에서인간이갖는다양성과그에따른가치를상실하게한다. 그리고이러한교육제도의획일적이고경쟁적인분위기때문에학업스트레스등을경험하면서대학생의행복과삶의만족도가낮아지며, 궁극적으로국가의미래경쟁력이약화되고있다 ( 송창용 손유미, 2013; 유지원외, 2014). 자기효능감과행복이자기주도학습에미치는영향에대한기존의선행연구에서는시간의경과가반영되지않는횡단자료로단순히자기효능감과행복을독립변인으로하여종속변인인자기주도학습에미치는영향을분석하였다. 그런데본연구에서는자기효능감및행복의시간적인변화와그에따르는자기주도학습의변화를탐색할수있으므로기존에연구된횡단자료에비해구체적인결과를확인할수있다는장점이있다. 이것은횡단자료로서의구조방정식모델은단순히독립변수가종속변수사이의경로로구성되지만, 잠재성장모델에서는독립변수의절편이종속변수의절편과기울기에영향을주는동시에독립변수의기울기가종속변수의기울기에영향을주는것으로구성되어있다. 즉잠재성장모델은종단자료를이용하여변인의시간에따른변화를다룬모델이다 ( 김주환외, 2009). 이에본연구에서는선행연구된요인을기초로하여개인적특성중에서자기효능감및행복등의효과를자세히분석하여이러한요인들이대학생들의자기주도학습에어떻게영향을미치는지를살펴보고자한다. 즉, 본논문의목적은자기효능감이어떻게대학생의자기주도학습에영향을미치는지를행복이라는매개변수를중심으로알아보는것이다.

112 106 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅱ. 이론적논의 1. 자기주도학습 자기주도학습 (self-directed learning) 은 1970년대성인의자유로운학습활동현장에서태동이되어 Houle(1961), Tough(1971), Knowles(1975) 에의해학문적으로주목받기시작하였고페다고지에대응하여안드라고지라는용어를사용한다. Knowles (1975) 에따르면자기주도학습은타인의도움없이자기스스로주도권을가지고학습목표를설정하고효율적인학습전략을사용하며, 학습결과를스스로평가하는일련의과정이라한다. 자기주도학습은고립적인상태에서이루어지는개인학습을의미하는것이아니라교사, 개인교사, 지도자, 자원제공자, 동료, 교재, 교육기관등매우다양한협조자들의유기적이고체계적인도움으로이루어지며학습자스스로학습전체의계획, 실행및평가등의책임을지는학습이다 ( 이윤옥, 2006; Caffarella & O DonneII, 1991). 자기주도학습에영향을미치는변인으로는학력, 나이, 성별등인구통계학적변인인개인적변인과자아존중감, 통제위치, 학습양식, 창의성, 자기효능감, 생활만족등과같은사회심리학적변인, 그리고환경적변인으로조직풍토, 학습조직, 학습자원의접근성, 지원적리더, 지원정책, 교육적지원, 외부지원환경, 조직의목표와가치, 업무환경등이있다 ( 김성은, 2006; Kops, 1993; Confessore & Kops, 1998). 2. 자기효능감 자기효능감 (self-efficacy) 이란어떤상황에서내가나의능력으로할수있다고믿는것이다. 그것은특정한행동을수행하는나의능력과연관된신념에관한것이아니라, 변화하고도전적인상황에서기술과능력을통합하고조화시키는능력과연관된신념에관한것이다 (Maddux, 2002). 그리고자기효능감은개인의신념, 즉동기를부여할수있는능력, 인지적자원, 주어진상황에서특정한과업을성공적으로수행하는데필요한

113 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 107 행동의과정으로정의된다 (Lopez, 2008b; Stajkovic & Luthans, 1998). 또한, 자기효능감은목표를달성하기위해필요한행동을구조화하고그행동을실행할수있는자신의능력에대한신념이다. 이는여러가지목표를수행하기위해인지적이고정서적이며행동적인기술을조직화하고이들이효과적으로융합되어야하는생성적능력 (generative capability) 이라고정의할수있다 (Bandura, 1997). 자기효능감은경험적연구에따르면낙관성, 미래에대해긍정적으로생각하는것, 부정정서와긍정정서의균형을유지하는것, 삶에대해만족감을느끼는것모두개인적인효능감에뿌리를두고있다 (Lopez, 2008a). 3. 행복 행복 (happiness) 의개념에대한논의가최근들어본격적으로이루어지고있으나아직도하나의일치된정의는없다 (Seligman & Csikszentmihalyi, 2000). 행복과관련된용어만해도주관적행복감, 주관적안녕감, 삶의만족도, 행복감, 심리적안녕상태등으로다양하게사용되고있다. 심리학에서는행복이라는모호한개념을측정가능한 주관적안녕감 (subjective well-being) 으로대체하여연구하였다 ( 송창용 손유미, 2013). Diener(1984) 는 1960년대와 70년대에행복에관련된문헌을중심으로주관적안녕감이란용어를사용하면서행복의특징에대해서세가지로정의하는데첫째, 행복은객관적인조건과구별되는개인의주관적인내적경험이다. 둘째, 행복은부정적요소가없는것만을의미하지않고삶의긍정적인측면을반영한다. 셋째, 행복은삶의모든측면에대한전반적이고통합적인판단이다. 그래서 Diener 와그동료들 (1999) 은주관적안녕감은 자신의삶전반에대한전반적이고통합적인평가 로정의된다고하였다 ( 이경열, 2009). 행복에영향을미치는변인은개인적변인으로성별, 나이, 건강, 소득, 교육, 사회문화적수준등이있고, 사회심리학적변인은자아존중감, 자기효능감, 회복력, 스트레스등이며, 인간관계적변인으로부모자녀관계, 부모의지원, 의사소통방식, 친구및교사와의관계등이있다. 그리고환경적변인으로는가정환경, 학교환경, 학교및거주지역의안전, 지역사회환경, 사회제도와정책, 문화등이있다 ( 권세원외, 2012; 송창용 손유미, 2013; 허승연, 2009).

114 108 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 4. 이론적분석틀 가. 자기효능감과행복과의관계 사회심리학적변인인자기효능감이행복에미치는영향의선행연구를살펴보면, 구재선 (2005) 은대학생과성인남녀 489 명을대상으로한연구에서자기효능감을관계효능감과자기주장효능감으로세분화하여행복과의관계를살펴보았는데, 특히관계효능감은전반적인생활만족을설명하는데예측력이비교적높은변인인것으로나타났다. 대학생의경우관계효능감과자기주장효능감이높은사람일수록친구관계의긍정적경험을통해서행복이증가하는것으로나타났다. 권영주등 (2007) 은서울과경인지역의 4년제대학생 378 명을대상으로분석한연구에서자기효능감은행복과긍정적인관계가깊음을확인하였고, 윤갑정 (2012) 도대학의보육학과양성과정에재학중인 1학년에서 4 학년까지의예비보육교사 269 명을대상으로분석하여자기효능감이행복에긍정적인영향을주는것을확인하였다. 이러한선행연구를근거로다음과같은가설을설정하였다. < 가설 1> 자기효능감이높을수록행복을많이느낄것이다. < 가설 1-1> 자기효능감초기값이높을수록행복초기값이높을것이다. < 가설 1-2> 자기효능감초기값이높을수록행복변화율이높을것이다. < 가설 1-3> 자기효능감변화율이높을수록행복변화율이높을것이다. 나. 행복과자기주도학습과의관계 행복과자기주도학습과의관계관련된선행연구를살펴보면직접행복과관련된연구보다는행복과유사한변인인생활만족도와자기주도학습과의관계를분석한연구가있다. 유귀옥과정지웅 (1998) 은성인학습자 292 명을대상으로분석한연구에서생활만족도가자기주도학습에유의한정 (+) 의효과가있는것으로확인하였고이러한결과는 Brockett(1983), Curry(1983), 조한익과이성원 (2013) 의연구결과와도같다. 이러한선행연구를토대로다음과같은가설을설정하였다.

115 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 109 < 가설 2> 행복을많이느낄수록자기주도학습은높을것이다. < 가설 2-1> 행복초기값이높을수록자기주도학습초기값이높을것이다. < 가설 2-2> 행복초기값이높을수록자기주도학습변화율이높을것이다. < 가설 2-3> 행복변화율이높을수록자기주도학습변화율이높을것이다. 다. 자기효능감과자기주도학습과의관계 사회심리학적변인의하나인자기효능감이자기주도학습에미치는영향의선행연구를살펴보면, Pintrich 와 Garcia(1991) 는자기효능감과자기주도학습사이에긍정적인상관이있음을확인하였다. 박형근 (2009) 은 7개도에소재한중 고등학교학생을대상으로한연구에서학업적자기효능감이학습의진행상황결과를예측할수있는학습자변인임을확인하고학업적자기효능감의하위요인인학습과제선호는자기주도학습과밀접한관련이있음을보고하였다. 차윤지 (2011) 는인천광역시에소재한평생학습관의평생교육참여여성을대상으로한연구에서평생교육여성학습자의자기효능감의수준이높으면자기주도학습준비도가높은것으로확인하였다. 마성옥 (2011) 은서울, 경기지역에재학중인고등학생을대상으로연구를수행하여고등학생의자기주도학습능력이자기효능감과학업성취의관계를조절하는유의한긍정적인효과가있음을확인하였다. 박시남과최은수 (2012) 는전국 20여개사립대학교교직원을대상으로자기효능감이하위변인으로포함된긍정심리자본이자기주도학습에유의미하게긍정적인영향을주는것을확인하였다. 이러한선행연구를바탕으로다음과같은가설을설정하였다. < 가설 3> 자기효능감이높을수록자기주도학습은높을것이다. < 가설 3-1> 자기효능감초기값이높을수록자기주도학습초기값이높을것이다. < 가설 3-2> 자기효능감초기값이높을수록자기주도학습변화율이높을것이다. < 가설 3-3> 자기효능감변화율이높을수록자기주도학습변화율이높을것이다. 라. 자기효능감, 행복및자기주도학습과의관계 앞에서제시하였듯자기효능감과행복, 행복과자기주도학습과의관계에대한연구는어느정도있지만세개의변인을함께논의한연구는거의없다. 하지만앞서서술한

116 110 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 각변인과의관계를종합하여유추해볼때다음과같이자기효능감에서행복을매개로자기주도학습에이르는간접효과의유의성에대한가설을설정하였다. 그리고각변인간의효과크기의차이에대해서도다음같이추론하여설정하였다. < 가설 4> 자기효능감이행복을매개로자기주도학습에이르는간접효과는유의할것이다. < 가설 5> 자기효능감이행복에미치는효과가자기주도학습에미치는효과보다클것이다. < 가설 6> 행복보다자기효능감이자기주도학습에미치는효과가클것이다. 마. 이론적틀 본연구의목적은대학생의자기효능감이행복을매개로자기주도학습에어떻게영향을미치는지를살펴보고, 그간접효과의유의성을확인하고자하는것이다. 잠재변수인자기효능감은외생변수이고행복은매개변수이자내생변수이며자기주도학습은종속변수이다. 그리고행복에대한측정은한문항의지표변수를사용하였고이것도매개변수이자내생변수의하나로사용하였다. 이에대학생의자기효능감이자기주도학습에영향을미치는변수간의잠재성장관계를규명하고자 [ 그림 1] 의이론적틀을설정하였다. 이러한분석의틀은다음과같은가설을검증하고자설정된것이다. [ 그림 1] 이론적틀

117 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 111 < 가설 1> 자기효능감이높을수록행복이높을것이다. < 가설 2> 행복이높을수록자기주도학습은높을것이다. < 가설 3> 자기효능감이높을수록자기주도학습은높을것이다. < 가설 4> 자기효능감이행복을매개로자기주도학습에이르는간접효과는유의할것이다. < 가설 5> 자기효능감이행복에미치는효과가자기주도학습에미치는효과보다클것이다. < 가설 6> 행복보다자기효능감이자기주도학습에미치는효과가클것이다. Ⅲ. 연구방법 1. 자료수집및조사대상 본연구에서는한국직업능력개발원에서실시하고있는한국교육고용패널 (KEEP) 자료를사용하였다. 한국교육고용패널조사는청장년층의교육관련정보와함께노동시장간의관계를더욱깊이있게분석할목적으로 2004 년에전국중3, 고3( 전문계고포함 ) 등 6,000 명을대상으로 1차조사를진행하고, 조사대상자를매년추적하여 2012년 9차조사까지진행된대표적인패널자료이다. 본연구에서는 2010년 (7 차 ), 2011년 (8 차 ), 2012년 (9 차 ) 의중학교코호트와고등학교코호트 ( 전문계고포함 ) 의설문조사자료를사용하였고 2012학년도를기준으로전문대학및대학재학 ( 휴학, 수료포함 ) 중인대학생 893명에서이상치 19명을뺀 874 명의설문지를토대로분석하였다. 잠재성장모델분석은넓은의미에서구조방정식모델에포함되는데, 구조방정식모델분석을위한충분한사례수는학자마다다소차이가있다. 문수백 (2009) 은자유모수수를기준으로적절한표본크기를추정할수있는기준을제시하는데이는자유모수수에따라최소 1 : 10 이상되어야한다고한다. 본연구에서이기준을적용하면자유모수 18 개에대한 874개표본수는 1 : 48.6 비율로이조건을충분히충족한다고할수있다. 조사대상자의인구통계학적특성은 < 표 1> 과같다.

118 112 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 1> 연구대상의인구통계학적특성 (2012 년시점, n=874) 성별 학교유형 항목빈도백분율항목빈도백분율 남 중3 코호트 코호트여 고3 코호트 년전문대 학년 년전문대 학년 년전문대 재학학년 3학년 년제대학교 학년 기타 학년이상 측정도구및자료분석 본연구에서사용한자기주도학습은설문지일반적특성 I에서평소수업태도에관한질문중수업에임할때복습, 예습및과제를성실히수행하는지의예시질문으로 복습을충실히한다., 예습을충실히한다., 과제를성실히한다. 등세문항을사용하였다. 이것은대학생이수업에임하는태도인예습, 복습및과제를성실히수행하는모습은 타인의도움없이자기스스로주도권을가지고학습목표를설정하고효율적인학습전략을사용하는것 이라고정의하는자기주도학습의한측면을나타낼수있다고판단하였기때문이다. 자기효능감의측정문항은설문지의일반적특성 II에서자신에대한질문으로 내가무엇을잘하는지알고있다., 내가결정해야할일을무리없이결정한다., 내가계획한것은잘할수있다. 로 5점리컷척도로묻는세문항을사용하였다. 이것은자기효능감, 즉 어떤상황에서내가나의능력으로할수있다고믿는것 을가장가깝게표현한문항으로판단된다. 행복의측정은 귀하는얼마나행복합니까? 로 10점척도로측정한단일문항을사용하였다. 세변수모두 2010 년, 2011 년및 2012 년에걸쳐조사한패널데이터를 2012년대학재학중인학생을기준으로결합하여연도별평균하여분석하였고측정도구의신뢰도인크롬바흐알파 (Cronbach s α) 값은 < 표 2> 와같다.

119 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 113 < 표 2> 측정도구의신뢰도 (n=874) 측정변수 변수 문항내용 문항수 신뢰도 F6Y13005 내가무엇을잘하는지앎 1 자기효능감10 F6Y13008 나자신이무리없이결정 F6Y13009 내가계획한것을잘함 1 F7Y14005 내가무엇을잘하는지앎 1 자기효능감11 F7Y14008 나자신이무리없이결정 F7Y14009 내가계획한것을잘함 1 F8Y15005 내가무엇을잘하는지앎 1 자기효능감12 F8Y15008 나자신이무리없이결정 F8Y15009 내가계획한것을잘함 1 F6Y01074 복습을충실히함 1 자기주도10 F6Y01075 예습을충실히함 F6Y01076 과제를성실히함 1 F7Y01074 복습을충실히함 1 자기주도11 F7Y01075 예습을충실히함 F7Y01076 과제를성실히함 1 F8Y01074 복습을충실히함 1 자기주도12 F8Y01075 예습을충실히함 F8Y01076 과제를성실히함 1 행복10 F6Y13015 현재행복정도 1 행복11 F7Y14015 현재행복정도 행복12 F8Y15015 현재행복정도 1 본연구에서의자료분석은 SPSS 18.0 for Windows 을통하여자료의성격과단변량분석의가정을점검하였다. 또한, Amos(18) 와 Mplus (7.2) 프로그램을함께이용하여잠재성장모델을분석하고유령 (phantom) 변수와부스트래핑 (bootstrapping) 을적용하여간접효과의유의성및인과효과크기를검증하였다. 잠재성장모델에서는각변인의시간에따른개인내변화양상을모델에반영하여살펴볼수있다는장점이있다. 그리고횡단매개모델에서검증하기어려운독립변인매개변인, 종속변인의변화율간의관계를확인할수있는장점도있다 ( 박현정 이진실, 2013).

120 114 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅳ. 연구결과및논의 1. 측정변수의기술통계 주요변인들의기술통계치를 < 표 3> 에서확인해보면자기효능감의평균은 7차년도 3.58, 8차년도 3.62, 9차년도 3.64 로점점증가하는경향을보였고, 자기주도학습도 7 차년도 3.33, 8차년도 3.37, 9차년도 3.41 로점점증가하는경향성을보였다. 반면행복은 7차년도 6.87, 8차년도 6.91, 9차년도 6.87 로일정한방향으로변화가없는것으로나타났다. 주요변인들의왜도 3.0 이하첨도 7.0 이하의기준에포함되어단변량정규분포를충족하였다 ( 문수백, 2009; Kline, 2011). 그런데관찰변수들이각각의분포가정상분포이어도다변량분포가항상정규분포를이룬다고보증하지는못하지만정상분포일개연성은높다할수있다. 이에다변량정규분포성을충족하기위한단변량정규분포정규성의조건이충족되고있다 ( 이기종, 2012). < 표 3> 주요변인간상호상관행렬 (n=874) 변인 자기효능감 자기효능감11.517** 1 3. 자기효능감12.487**.541** 1 4. 자기주도학습10.289**.267**.219** 1 5. 자기주도학습11.234**.356**.214**.508** 1 6. 자기주도학습12.224**.246**.299**.452**.499** 1 7. 행복10.426**.286**.269**.215**.158**.161** 1 8. 행복11.284**.367**.246**.104**.177**.173**.519** 1 9. 행복12.281**.247**.351**.160**.143**.207**.491**.503** 1 평 균 표준편차 왜 도 첨 도 주 : ** 는 p<.05 에서통계적으로유의.

121 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 잠재성장모델분석 잠재성장모델분석은기본적으로 2단계를거쳐서분석한다. 1단계를비조건적모델 (unconditional model) 분석단계라하고, 2단계를조건적모델 (conditional model) 분석단계라부른다. 1단계인비조건적모델분석단계에는일정기간에변화곡선 ( 종속변수변화추이 ) 을측정한다음각개인의반복측정치 (repeated measures) 자료에적용시킨다. 비조건모델분석을통해서평균변화곡선의초기값과변화율을구할수있다. 2단계는조건적모델을분석하는단계인데이단계에서는원자료가아니라 1단계에서얻어진잠재요인 (latent factor) 으로의초기값, 변화율을다양한예측요인들을연결해초기값에영향을미치는요인들, 변화율에영향을미치는요인들을찾아내는단계라할수있다 ( 김계수, 2009). 가. 비조건적모델분석 자기효능감, 행복, 자기주도학습의변화에대한변화함수를결정하기위하여잠재성장모델의비조건적모델분석을시행하였다. 비조건적모델분석에는무변화모델, 선형변화모델, 2차년도변화모델, 3차년도변화모델등네가지유형이있는데본연구에서는무변화모델과선형변화모델두가지로분석을진행하였다. < 표 3> 에제시된 7차, 8차및 9차시점의평균변화를바탕으로각요인에대한무변화모델또는선형변화모델을검토하고, 세시점에서변화가일관성있게증가하는자기효능감과자기주도학습의경우선형변화모델을적용하였다. 세시점에서변화가일관성있게증가하거나감소하지않고, 증가하다감소하는형태를보이는행복은무변화모델을적용하였다. 이에각요인의모델적합도와비조건적모델에대한결과인초기값, 평균및분산을 < 표 4> 에제시하였다. < 표 4> 에서 7차, 8차, 9차시점에서자기효능감과자기주도학습은무변화모델을적용한결과모델의적합도가좋지않은것을알수있다. 반면, 선형변화모델을적용한결과적합도가매우만족한수준으로나타났다. 그런데행복은무변화모델과선형변화모델의적합도차이가거의없고오히려 RMSEA HI 에서는무변화의적합도가좋게나타나고있다. 그리고변화율평균은유의수준.05 수준에서통계적으로유의하지않게나타났다. 이것은행복이선형변화보다는무변화에더적합하다는것을의미한다.

122 116 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 4> 각요인의적합도와비조건적모델에대한결과 (n=874) RMSEA 초기치변화율변인변화 χ² df TLI (LO/HI) 평균분산평균분산.050 무변화 **.24** - - 자기 (.020/.082) 효능감 선형변화 **.27**.034** (.000/.072) (p=.069).000 무변화 ** 1.99** - - (.000/.046) 행복.000 선형변화 ** 2.32** (.000/.078).055 자기무변화 **.21** - - (.027/.087) 주도학습선형변화 **.25**.039** 주 : ** 는 p<.05 에서통계적으로유의..000 (.000/.047).022 (p=.084) 비조건적모델분석을통하여자기효능감, 자기주도학습은시간경과에따라통계적으로유의하게변하는것을알수있다. 또한, 자기효능감, 자기주도학습초기치의분산이유의수준.05 에서통계적으로유의하게나타났기때문에개인의차가존재하는것을알수있다. 반면자기효능감변화율의분산은.023(p=.069) 이고자기주도학습변화율의분산도.022(p=.084) 로유의수준.05 에서통계적으로유의하지않아개인차가존재하지않는것으로나타났다. 하지만평균변화율추정치 (.34/.39) 와비슷한크기를나타내고있어무시할정도의값은아니라고할수있다. 그리고행복은시간경과에따른변화보다무변화가적합하고초기치분산이유의수준.05 에서통계적으로유의하게나타나개인의차가존재함을알수있다. 나. 조건적모델분석 잠재성장의비조건적모델분석에서자기효능감과자기주도학습은시간경과에따른선형변화모델이적합한것으로나타났고, 반면행복은무변화모델이더적합한것으로나타났다. 이에행복은잠재성장조건적모델에서무변화매개변인으로설정할수있다. 이에자기효능감, 행복, 자기주도학습의비조건적모델을결합하여잠재성장의조건적모델을설정하고직접효과분석을실행하였다. 최대우도추정방법을통한모델부합도의결과는 χ²=161.47(df=27, p=.001) 로나

123 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 117 타났고, RMSEA=.065 (LO:.076, HI:.087), NC=5.98, SRMR=.034, TLI=.923, CFI=.942 등의부합도지수를나타내었다. Browne 과 Cudeck(1993) 에따르면 RMSEA 값은.05 이하이면좋은부합도이고.05 에서.08 사이면적합한부합도이며.10 이상이면부적절한부합도라하였다. TLI 와 CFI 는 1부터 0의연속체에따라다르게나타나며그값이.90 이상이면부합도가좋다고할수있다 ( 김주환외, 2011; 문수백, 2009). < 표 5> 과같이 χ² 를제외하고모두적합하다는것으로나타났다. < 표 5> 잠재성장모델부합도결과 (n=874) RMSEA NPAR χ² NC df SRMR TLI CFI AVE LO90 HI 분석결과모수추정치에서유의하지않은경로가있음을확인할수있었다. 행복초기값에서자기주도학습초기값에미치는경로와자기효능감초기값이자기주도학습변화율에미치는경로는유의수준.05 에서통계적으로유의하지않은것으로나타났다. 그래서잠재성장의조건적모델내변수간의직접효과에대한모수치추정결과는 [ 그림 2] 와같다. [ 그림 2] 잠재성장모델의모수치추정결과 ( 표준화계수 )

124 118 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 잠재성장모델의조건적모델의모수추정은 < 표 6> 과같다. < 표 6> 잠재성장조건적모델의모수추정 (n=874) 경로 비표준화계수 표준화계수 표준오차 CR p 효능감초기값 행복초기값 a *** 행복초기값 학습초기값 b 행복초기값 학습변화율 c ** 효능감초기값 학습초기값 d *** 효능감초기값 학습변화율 e 효능감변화율 학습변화율 f *** 주 : ** 는 p<.05에서, *** 는 p<.01에서통계적으로유의. 이에가설로설정된경로에대한 C.R. 값과 p 값을검토하여인과효과의유의성을확인하였다. 첫째, 효능감초기값이행복초기값에미치는영향을분석한결과, C.R. =13.381, p=.001로유의수준.01 에서유의미한긍정 (+) 적인영향을미치는것으로나타났다. 그리고비조건모델분석에서행복이무변화모델로확인되어 < 가설 1-2> 와 < 가설 1-3> 은검증이가능하지않았다. 둘째, 행복초기값이자기주도학습초기값에미치는영향을분석한결과, C.R.=-.510, p=.610로유의수준.05 에서통계적으로유의미하지않은것으로나타났다. 그리고행복초기값이자기주도학습변화율에미치는영향을분석한결과, C.R.=2.177, p=.029로유의수준.05 에서통계적으로유의미한긍정 (+) 적인영향을미치는것으로나타났다. 그런데행복의변화율이미치는효과는행복이무변화로확인되어검증할수없었다. 셋째, 자기효능감초기값에서자기주도학습초기값에미치는영향을분석한결과, C.R.=7.098, p=.001로유의수준.05 에서유의한긍정 (+) 적인영향을미치는것으로나타났다. 그리고자기효능감변화율에서자기주도학습변화율에미치는영향을분석한결과, C.R.=2.708, p=.001로유의수준.05 에서유의미한긍정 (+) 적인영향을미치는것으로나타났다. 그러나자기효능감초기값에서자기주도학습변화율에미치는영향을분석한결과, C.R.=-1.316, p=.188 로유의수준.05 에서유의미하지않은것으로나타났다.

125 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 119 다. 연구모델의간접효과유의성및효과크기검증 간접효과분석에서 Shout 와 Bolger(2002) 는실증연구를통하여계수값 a와 b가각각다변량정규분포를이룬다고하더라도간접효과인 a*b 는반드시정규분포를이룬다고가정할수없음을확인한다. 그래서자료가비정규분포를이룰때사용하는부스트래핑 (bootstrapping) 을권장한다. 부스트래핑은표본자료를이용하여모집단에대한경험적분포를형성하는것으로표본자료로부터그표본크기 n과같은수의표본자료를 k번복원추출하여형성하는방법이다 ( 문수백, 2009; 홍세희, 2011). 부스트래핑을통해서간접효과를검증하기위해서유령 (phantom) 변수를이용하는데유령변수는존재하지않는변수로분산은 0으로고정하고요인적재값에측정하고자하는간접효과의경로를고정 (constrain) 하여생성한다. 유령변수를추가하여도변수의모수들이모두고정되어서모델부합도에는전혀영향이없다 (Loehlin, 2004). 이러한유령변수는모수고정이가능한 LISREL 이나 Mplus 프로그램에서사용할수있는방법이다 ( 홍세희, 2011; Cheung, 2009). [ 그림 3] 유령변수를이용한매개효과및효과크기검증 본연구에서는유령변수를이용해매개효과및개별변수간의효과크기를검증을위하여모수고정이가능한 Mplus(7.2) 프로그램을사용하였다. [ 그림 3] 과같이자기효

126 120 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 능감초기값에유령변수를설정하여분산을 0으로고정하고요인적재값에는 (a*c), (a-d), (f-c) 를각각차례대로설정하고부스트래핑을 1,000회시행하여분석하였다. 그결과는 < 표 7> 과같다. < 표 7> 유령변수를이용한간접효과및직접효과의크기비교 경로 비표준화 lower 2.5% 95%CI upper 2.5% 효능감초기값 행복초기값 학습변화율 a*c a 효과와 d 효과의크기비교 a-d (= a > d) f 효과와 c 효과의크기비교 f-c (= f > c) 주 : 95% 신뢰구간 (CI) 간격은 0 을포함하지않을때.05 에서통계적으로유의함. < 표 7> 은이러한결과를나타낸다. 첫째, 자기효능감초기값에서행복초기값를매개변수로자기주도학습변화율에이르는간접효과는유의수준.05 에서통계적으로유의미한것으로나타났다. 이것은행복초기값이자기주도학습의초기값에영향을미치기보다는자기주도학습변화율을통하여자기주도학습에긍정 (+) 적인영향을미치는것을의미하는것이다. 둘째, 자기효능감초기값에서행복초기값에미치는효과가자기효능감초기값에서자기주도학습초기값에미치는효과보다유의수준.05 에서통계적으로유의하게큰것으로나타났다. 셋째, 자기주도학습의변화율에미치는효과는자기효능감변화율의효과가행복초기값의효과보다유의수준.05 에서통계적으로유의하게큰것으로나타났다. 라. 논의 실증분석을통해도출된연구의결과를가설에따라살펴보면다음과같다. 가설 1의결과는첫째, 자기효능감이높을수록행복을많이느끼는것으로나타났다. 이것은자기효능감이행복에긍정적인영향을미친다는기존연구결과와같은것이다 ( 구재선, 2005; 권영주외, 2007; 김홍순, 2010; 윤갑정, 2012). 하지만기존선행연구는횡단자료를분석하여시간에따른변화추이는확인할수없다는한계를지니고있다. 본연구에서는패널데이터분석을통하여단순히자기효능감이행복에긍정적영향을미친다

127 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 121 는결과뿐만아니라대학생의자기효능감은시간경과에따라점점증가하는선형변화를나타내고있지만, 행복은선형변화보다는무변화를보이고있다는것을확인할수있었다. 이에행복의변화율이무변화로나타나행복의변화율을가정한 < 가설 1-2> 와 < 가설 1-3> 은기각되었다. 결과적으로대학생의재학기간중학년이올라갈수록자기효능감이대학생활의적응등여러가지긍정적요인에의하여증가하는것을의미하고, 반면행복에대한느낌은학년이올라갈수록특별한변화없이일정하게유지되고있음을확인할수있었다. 가설 2에대한결과는대학생이행복을많이느낄수록자기주도학습능력이높은것으로나타났다. 이것은선행연구에서행복과유사한변인의하나인생활만족도가자기주도학습에긍정적인영향을미친다는연구결과 ( 유귀옥 정지웅, 1998; 조한익 이성원, 2013; Brockett, 1983; Curry, 1983) 와같다. 하지만본연구에서는기존의선행연구인횡단자료보다시간경과가반영된종단자료를분석하여행복의초기값이자기주도학습의변화율에만영향을미치는것으로확인하였다. 이는행복초기값이자기주도학습의초기값에영향을미치는것으로가정한 < 가설 2-1> 은유의미하지않은것으로나타났으며 < 가설 2-3> 은행복은무변화로나타나가설자체가성립하지않는것으로판단할수있다. 결과적으로행복한학생일수록자기주도학습의증가에긍정적으로유의미한영향을준다는것을알수있었다. 가설 3에대한결과는대학생이자기효능감이높을수록자기주도학습능력이높은것으로나타났다. 이러한연구결과는자기효능감과자기주도학습사이에긍정적인효과가있다는연구결과와일치한다 ( 마성옥, 2011; 박형근, 2009; 차윤지, 2011; Pintrich & Garcia, 1991). 본연구에서는특히자기효능감의초기값이자기주도학습의초기값에긍정적으로유의미하게영향을주고있으며, 자기효능감변화율이자기주도학습변화율에도긍정적으로유의미하게영향을미치는것으로나타났다. 하지만 < 가설 3-2> 의자기효능감초기값이자기주도학습변화율에는유의미하게영향을미치지는못하는것으로나타났다. 결과적으로대학생에게자기효능감은자기주도학습에중요하게영향을미치는변인임을다시한번확인할수있었다. 가설 4에대한결과는대학생의자기효능감초기값이행복을매개변인으로하여자기주도학습변화율에영향을주었다. 이는자기효능감과자기주도학습사이에행복은종단매개변인의역할을하는것을의미한다. 가설 5에대한결과는자기효능감초기값에서행복초기값에미치는효과크기가자기

128 122 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 주도학습초기값에미치는효과크기보다큰것으로나타났다. 이것은자기효능감이자기주도학습보다행복에더큰영향력을미치기때문에행복한대학생활을위해서는대학생의자기효능감을높여주는것이매우필요함을시사한다고할수있다. 가설 6에대한결과는자기주도학습의변화율에미치는효과크기에서, 자기효능감변화율의효과크기가행복초기치의효과크기보다큰것으로나타났다. 자기주도학습을높이는데도행복보다자기효능감이매우큰영향을주는변인임을확인할수있었다. Ⅴ. 결론및제언 본연구가가지는의의는대학생들이대학에서의학업수행뿐만아니라졸업이후직장에서의자기계발등평생의학습과정에서자기주도학습능력의증진이필수적이며이를위해서는자기효능감및행복의초기값과변화율이자기주도학습에어떻게영향을미치는지를파악하는것이중요한데, 본연구에서그관계를분석하였다는점에있다하겠다. 본연구의목적은대학생의자기효능감이행복의매개변수를통하여자기주도학습에영향을미치는종단적과정을분석하고실제로자기효능감이자기주도학습에어떻게영향을미치는지를대학생들을대상으로검증한것이다. 즉대학생들의자기주도학습에영향을미치는변수인자기효능감, 행복간의잠재성장의구조적관계를분석하는것이다. 이와같은연구목적을달성하기위하여이론적틀을구성하고이를분석하여도출된연구결과및이에대한관리적시사점은다음과같다. 첫째, 대학생의자기효능감과자기주도학습은시간경과에따라점점증가하는변화를보이고있으나행복은시간에따라일정한방향으로증가하거나감소하지않는것으로나타났다. 이것은대학생의자기효능감고양을위해서대학이프로그램개발과이를적용함으로써자기주도학습능력을높일가능성을나타낸다할수있다. 그리고행복은프로그램이나학습을통해서변화되는것보다는자기효능감의증대를통해서행복을높일수있음을시사한다. 둘째, 대학생의자기효능감의초기값은행복의초기값에영향을미치는주요변인중하나이다. 특히자기주도학습초기값에미치는효과크기와비교하였을때도행복에미치는효과가자기주도

129 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 123 학습에미치는효과보다크게나타나고있다. 이것은행복에긍정적인영향을미치는긍정심리자본의하나인자기효능감이매우중요함을나타내는것이라할수있다. 셋째, 행복은자기주도학습변화율에영향을미치는주요변인이다. 대학생활에서행복을많이느끼는학생일수록자기주도학습의변화가더욱많다는것을의미한다. 넷째, 변화율에있어서는대학생의자기효능감변화율은행복초기값보다자기주도학습변화율에크게영향을주는변인이다. 즉, 자기주도학습이많이변화되기위해서는자기효능감을많이변화시키는것이행복을높이는것보다효과가크다는것을의미한다. 다섯째, 대학생의자기주도학습에대한간접효과를보면자기효능감초기값이행복초기값을매개로자기주도학습변화율에이르는경로로영향을미친다. 이는자기효능감이높고행복을많이느끼는대학생은자기주도학습의변화되는증가폭이높다는것을나타내는것이다. 본연구의결과를종합적으로정리하여다음과같은관리적시사점을도출하였다. 첫째, 자기효능감증대에초점을맞춘인성교육프로그램개발필요하다. 둘째, 대학생의행복한대학생활을위한교육인프라구축이필요하다. 셋째, 자기주도학습의중요성인식및개발프로그램의도입이필요하다. 본연구가가지는한계및후속연구를위한제언은다음과같다. 첫째, 본연구에서는직업능력개발원에서정기적으로실시하는패널데이터를활용함으로써학자마다다양하게정의하고있는자기효능감의구성개념을포괄적으로구성하지못하고일부측정변인으로잠재변인을구성하여개념타당도에한계가있을수있다. 둘째, 본연구에사용된행복의측정변인은현재행복의정도를묻는단일문항으로그측정이제한적일수있으며신뢰도의문제가제기될가능성있다. 셋째, 본연구에서는학자마다다양하게정의하고있는자기주도학습의측정도구를사용하기보다는대학생의수업태도중예습, 복습및과제수행의성실성과충실성에대한측정결과의공분산을사용하여잠재변인을구성하였다. 이것은기존의자기주도학습의일반적인개념에대한타당도의문제가제기될가능성이있다. 마지막으로자기효능감에서자기주도학습에영향을미치는변인과의관계를단층종단자료로분석하여학교수준의결과를개인수준으로일반화하는생태학적오류와개인수준의결과를학교수준으로일반화하는원자론적오류를유발 ( 홍세희, 2012) 하는한계를가지고있다. 이에개인효과와학교효과를구분하여분석하는다층분석을통하여자기주도학습에영향을미치는변인들과의관계를더욱세밀히분석하여야할것이다.

130 124 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 참고문헌 권세원 이애현 송인한 (2012). 청소년행복감에관한연구 : 청소년탄력성모델 (Adolescent Resilience Model) 의적용, 한국청소년연구, 제23권제2호, 39 72쪽, 한국청소년정책연구원. 권영주 박영신 김의철 (2007). 대학생의정서적지원과자기효능감및학업성취와행복의관계분석, 한국교육문제연구, 제25권제2호, 쪽, 중앙대학교한국교육문제연구소. 구재선 (2005). 성격, 효능감, 생활경험과주관적행복의관계 : 토착심리학적접근, 중앙대학교대학원박사학위논문. 김계수 (2009). 잠재성장모델링과구조방정식모델분석, 한나래출판사. 김성은 (2006). 자기주도학습과관련변인분석, 비서학논총, 제15권제2호, 5 29 쪽, 한국비서학회. 김아영 박인영 (2001). 학업적자기효능감척도개발및타당도연구, 교육학연구, 제39권제1호, 쪽, 한국교육학회. 김주환 김민규 홍세희 (2009). 구조방정식모형으로논문쓰기, 커뮤니케이션북스. 김홍순 (2010). 청소년행복에관한감사조절모형의연구, 경기대학교대학원박사학위논문. 마성옥 (2011). 고등학생이지각한학업적자기효능감과학업성취와의관계 - 자기주도적학습능력의조절효과 -, 명지대학교사회교육대학원석사학위논문. 문수백 (2009). 구조방정식모델링의이해와적용, 학지사. 박시남 최은수 (2012). 사립대학교행정직원의오센틱리더십개발에영향을미치는변인들간의구조적관계, 교육행정학연구, 제30권제1호, 쪽, 한국교육행정학회. 박현정 이진실 (2013). 잠재성장모형과자기회귀교차지연모형을활용한종단매개효과검증 : 부모자녀관계가자아존중감을매개로우울에미치는영향, 교육평가연구, 제26권제1호, 쪽, 한국교육평가학회.

131 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 125 박형근 (2009). 동기요인과자기주도학습의관계에서학습몰입의매개효과분석, 홍익대학교대학원박사학위논문. 송창용 손유미 (2013). 청소년의행복결정요인, 제8회교육고용패널학술대회논문집, 한국직업능력개발원. 이경열 (2009). 행복증진프로그램개발, 상담학연구, 제10권제2호, 쪽, 한국상담학회. 이기종 (2012). 구조방정식모형 : 인과성 통계분석및추론, 국민대학교출판부. 이윤옥 (2006). 자기주도학습개념분석및측정도구개선방안에관한제언, 아동교육, 제16권제1호, 19 30쪽, 한국아동교육학회. 유귀옥 정지웅 (1998). 성인학습자의자기주도성과관련된인구학적및사회심리학적변인, 평생교육연구, 제4권제1호, 쪽, 한국평생교육학회. 유지원 김보경 강명희 (2014). 대학생의심리적자본이자기주도학습능력과학습참여에미치는영향, 학습자중심교과교육연구, 제14권제3호, 45 70쪽, 학습자중심교과교육학회. 윤갑정 (2012). 예비보육교사의목표, 만족도, 자기효능감및우울이행복에미치는영향, 한국보육지원학회지, 제8권제3호, 쪽, 한국보육지원학회. 조한익 이성원 (2013). 사이버대학교신입생의삶의만족도와학업적응요인의관계에서학습전략의매개효과, 평생교육학연구, 제19권제1호, 쪽, 한국평생교육학회. 진영은 이진욱 (2007). 자기주도학습에관한국내연구동향및과제, 한국교원교육연구, 제24권제1호, 쪽, 한국교원교육학회. 통계청 (2014). 2014년 5월경제활동인구조사청년층및고령층부가조사결과, 홍세희 (2011). 구조방정식모형의다양한모형, 에스엔엠리서치그룹. (2012). 위계적자료분석을위한횡단다층모형, 에스엔엠리서치그룹. 허승연 (2009). 청소년의행복에영향을미치는생태체계변인, 숙명여자대학교대학원박사학위논문. 차윤지 (2011). 여성의평생교육참여동기유형에따른자기효능감과자기주도학습준비도차이, 중앙대학교교육대학원석사학위논문.

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133 잠재성장모델을이용한대학생의자기효능감, 행복및자기주도학습간의종단관계분석 ( 박시남 ) 127 Kops, W. J.(1993). Self-Planned Learning of Managers in an Organizational Context, in Emerging Perspective of Self-Directed Learning(pp ), Oklahoma: Oklahoma Research Center for Continuing Professional and Higher Education of the University of Oklahoma. Loehlin, J. C.(2004). Latent variable models(4th ed.). Mahwah, NJ: Lawrence Eribaum Associates. Lopez, S. J. (2008a). Positive psychology: Discovering human strengths(eds.), 권석만 정지현역 (2011), 인간의강점발견하기, 학지사. (2008b). Positive psychology: Growing in the face of adversity(eds.), 권석만 박선영 하현주역 (2011), 역경을통해성장하기, 학지사. Maddux, J. E. (2002). Self-efficacy: The power of believing you can, in C. R. Snyder & S. J. Lopez(Eds.), Handbook of positive psychology(pp ). NY: Oxford University Press. Pintrich, P. R., & Garcia, T.(1991). Student motivation and self-regulated learning: A LISREL model, IL: Annual American Education Research Association. Seligman, M. E. P., & Csikszentmihalyi.(2000). Positive psychology: An introduction, American Psychologist, Vol.55 No.1, pp Stajkovic, A. D., & Luthans, F.(1998). Social cognitive theory and self-efficacy: Going beyond traditional motivational and behavioral approaches, Organizational Dynamics, Vol.26, pp Shrout, P. E., & Bolger, N.(2002). Mediation in experimental and nonexperimental studies: New procedures and recommendations. Psychological Methods, Vol.7, pp

134 128 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Abstract Longitudinal Relationships Between Self-Efficacy, Happiness and Self-Directed Learning in Korean University Students Latent Growth Curve Modeling Park Si-Nam The purpose of this study is to analyze longitudinal relationships between selfefficacy, happiness and self-directed learning in Korean university students latent growth curve modeling. To achieve this purpose, the Korea Education and Employment Panel data-sets were analyzed using Amos(18) and Mplus(7.2) programs. The major findings are as follows: first, the self-efficacy intercept had a significant positive effect on the happiness intercept. Second, the happiness intercept had a significant positive effect on the self-directed learning slope. Third, the self-efficacy intercept had a significant positive effect on the self-directed learning intercept. Furthermore, the self-efficacy slope had a significant positive effect on the self-directed learning slope. Fourth, the self-efficacy intercept had an indirect positive influence on the self-directed learning slope through the intervening variable of the happiness intercept. Fifth, self-efficacy had a more significant effect on happiness than the self-directed learning. Sixth, self-directed learning was more significantly affected by self-efficacy than by happiness. Key word: KEEP, self-efficacy, happiness, self-directed learning, latent growth curve modeling

135 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 129 雇傭職業能力開發硏究第 18 卷 (1), , pp c 韓國職業能力開發院 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 * 1)2) 변금선 ** 본연구는한국교육고용패널조사 (KEEP) 를활용하여고등학교 3학년시점가구의소득계층에따라청년의노동시장성과가다르게나타나는지를확인하였다. 첫째, 소득계층별첫일자리이행기간을분석한결과, 소득1 분위에비해소득4 분위와소득5 분위의첫일자리이행기간이더긴것으로나타났으며, 둘째, 고용상태와이직횟수에있어서는소득계층에따른차이를발견하기어려웠다. 셋째, 소득1분위에비해소득4 분위와소득5 분위의임금수준이높고저임금근로를할가능성이낮아지는것으로나타났다. 이와더불어교육수준이높고, 해외연수경험이있는경우에임금수준이높은것으로확인되었다. 이를토대로본연구는고등학교시점의가구소득계층에따라노동시장성과가달라지는점을고려하여소득하위계층에속한청년들의노동시장성과를높이기위한생애주기적정책이요구되며, 고용과교육, 복지를포괄하는통합적정책이확충되어야함을제언하였다. - 주제어 : 청년노동시장성과, 노동시장이행, 한국교육고용패널 (KEEP) 투고일 : 2014 년 08 월 22 일, 심사일 : 11 월 20 일, 게재확정일 : 2015 년 03 월 23 일 1)1) ** 본논문은제 9 회한국교육고용패널학술대회에서발표한논문을일부수정, 보완한것임. ** 서울대학교사회복지연구소연구원, 사회복지학과박사수료 (tgoldsun@naver.com)

136 130 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅰ. 서론 경제성장으로인해삶의수준이높아졌지만청년층은대표적인 불안세대 로여겨지고있다. 청년층의고실업과비정규직및저임금일자리의증대는청년들을노동취약계층으로전락시키고있다. 통계청에따르면만 15~29세청년실업률은 2015년 2월현재 11.1% 로전체실업률 4.6% 의두배를넘는수준이다. 또한과거에는취약층에집중되었던빈곤문제역시청년층으로점차확대, 심화되고있다 ( 김수정, 2010; 변금선, 2012). 부모로부터지원을받는아동에서경제적자립능력을갖춘성인으로이행해야할청년들이경제적불안에놓여있는것이다. 청년층의경제적안정을촉진시키기위해서는청년들이노동시장에서적정수준의성과를얻을수있도록해야한다. 이때문에청년의노동시장성과에대해많은연구들이이루어지고있다. 그러나기존연구들은청년층을동질적집단으로보고노동시장진입이나구직에영향을미치는요인을분석하거나 ( 이병희, 2002; 전재식, 2002; 안주엽 홍서연, 2002; 황여정 백병부, 2008; 정미나 임영식, 2010; 김민경 류지영, 2011; 정지선 이수정 신정철, 2011; 임병인ㆍ김성태ㆍ김명규, 2012), 가구소득에따른노동시장성과의차이를분석하더라도, 청년전체가아니라대졸자혹은고졸자라는특정한집단의노동시장성과를확인한다 ( 성효용 김민경, 2003; 이규용ㆍ김용현, 2003). 또한특정시점의취업여부로노동시장성과를측정하여청년의노동시장성과를면밀히확인하기어려운측면이있다 ( 조우현, 1995; 채창균ㆍ김태기, 2009). 학교에서노동시장으로의이행기이자일자리탐색기인청년기의노동특성, 그리고고학력화와과잉스펙으로인한임금경쟁의심화라는노동시장조건을고려할때청년의노동시장성과는취업여부와더불어일자리의이행, 이동그리고임금수준을통해다면적으로측정할필요성이있다. 또한임금경쟁의심화속에서인적자본변수의영향력이보다커질수있다는점에서인적자본수준을결정하는원가구의소득계층에따른노동시장성과의차이에주목할필요성이있다. 현실에서청년층이겪는불안의크기는동일한

137 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 131 것이아니라청년개인이속한가구의경제상태에따라다르게나타날수있기때문이다. 따라서본연구는기존연구의한계를고려하여청년의노동시장성과를학교를졸업하거나중퇴한이후첫일자리를얻기까지의이행기간, 고용불안정, 임금수준으로측정하였으며, 청년의노동시장성과가그들이속한원가구의소득계층에따라다른양상을나타내는지를확인하였다. 본연구는청년의노동시장성과를포괄적으로분석한다는점에서청년층이처한경제적불안의요인을폭넓게검토할수있다는점에서의미가있다. 생애과정관점에서청년기는생애단계 (life stage) 를아동기, 청소년기, 청년기, 중년기, 노년기로나눌때전생애의중간에위치하며 (Furstenberg, Rumbaut & Settersten, 2005), 이시기의낮은노동시장성과는생애소득의감소로이어질수있고, 이는사회의지속가능성을저해할수있다는점에서관심을기울일필요가있다. 청년은개인이보유한자원 ( 주로는아동기에부모 ( 가족 ) 로부터받은자원 ) 을바탕으로학교교육의종료, 일자리의획득, 주거분리, 결혼, 자녀의출산등으로포착되는성인이행의과업을수행해아동에서성인으로의독립을경험한다 (Shanahan, 2000). 노동시장성과가다른이행에미치는영향을고려할때청년의낮은노동시장성과는독립된성인으로의이행을저해한다는점에서그중요성이크다. 낮은노동시장성과로인해청년이겪게되는경제적자립의어려움은청년개인의불안정에그치는것이아니라청년이속한가구의경제적어려움을가중시키고, 나아가후속세대로그어려움이이전될수있다. 그리고저소득계층청년들이처하는노동시장진입과성과의불리함은 빈곤의대물림 으로이어질수있다는점에서불평등의세대간이전양상을구체적으로확인할수있게해준다. 또한본연구는기존연구에서제한적으로시도되었던가구소득에따른청년의노동시장성과의차이를패널데이터를이용해분석한다는점에서차별성을갖는다. 청년기는부모에게의존하면서동시에독립을경험하는시기라는점에서가족자원의영향이결정적이므로 ( 은기수 박건 권영인 정수남, 2011), 청년기이전시점가구의소득이청년의노동시장성과에미치는영향을확인하는것이중요하다. 하지만기존연구들은자료의한계로이를확인하기어려웠다. 마지막으로본연구는청년층의경제적불안을해소하기위한구체적인정책적대안마련에기여할수있다. 최근의고용정책, 복지정책의확대로경제적약자를대상으로한각종사회정책이쏟아지고있지만사회불안의핵심으로지목되는청년층을타깃으로한정

138 132 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 책은단편적인수준에머물고있다. 청년층의안정을위해서는이들의노동시장성과에영향을미치는요인을파악하여이를기반으로청년의경제적자립을돕는실질적인정책을마련하는것이중요하다. 본연구는청년이교육과정을마친이후노동시장으로이행함에있어서경제적안정성을획득하는데필요한요건을확인한다는점에서청년층을위한사회정책전략을마련하는데있어서중요한근거가될수있을것으로보인다. 본연구의목적은다음과같다. 청년의노동시장성과에영향을미치는요인을포괄적으로분석하고, 청년의노동시장성과가청년이고3시점에속했던원가구의소득계층에따라어떻게달라지는지를비교한다. 이를통해청년층의경제적안정을위한실효성있는정책대안을검토해보고자한다. Ⅱ. 선행연구검토 1. 청년층의노동시장성과 청년기는아동에서성인으로의이행이발생하는시기이며, 이시기의낮은노동시장성과는이후노동생애전반에영향을미친다 ( 변금선, 2013). 학교에서노동시장으로의이행이이루어진이후초기경력은노동생애에상처 (scar) 로작용할수있으며 ( 이병희, 2002), 청년기의낮은노동시장성과는아동에서성인으로의이행을늦춰서부모세대의경제적부담을가중시킬수있다 (Danziger & Ratner, 2010). 특히최근청년노동시장의높은고용불안정과노동수요와공급의불일치는청년층의노동시장성과수준에부정적인영향을미치고있다. 청년층의높은실업률과비정규직증대에대한높은사회적관심도이러한우려에서비롯된것이라고할수있다. 노동시장성과는노동시장에서의취업, 일자리의안정성, 노동의가격을반영하는임금수준등으로측정할수있으며, 노동시장성과에영향을미치는요인은노동수요측면과노동공급측면으로나누어살펴볼수있다. 노동수요측면에서는노동시장구조이론을통해노동시장성과의차이를설명한다. 청년층의낮은취업률은청년개인의높은눈높

139 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 133 이라는의중임금이아니라괜찮은일자리의부족과노동시장의이중화라는노동시장의구조적문제에서기인한다는것이다 ( 이병희, 2011). 하지만이러한노동시장구조이론은내부노동시장이나 1차노동시장에진입하는청년들과그렇지못한청년들의차이에대해서는자세한설명을제공하지못한다 (Rosenbaum, Kariya, Settersten, & Maier, 1990). 또한노동시장구조에초점을맞추는연구들은청년들이처한노동시장구조가동일한양상으로영향을미친다고가정하기때문에청년들사이의노동시장성과차이를확인하기어렵다. 본연구는개인수준의자료를이용해청년집단내부에존재하는노동시장성과의차이를확인하는것을목적으로한다. 따라서노동수요측면인노동시장의구조적요인보다는청년개인의조건이라는노동공급측면에초점을맞추었다. 일반적으로노동시장성과가높다는것은빠른일자리의획득, 일자리의지속, 높은임금등을의미하지만청년층의경우다르게적용될필요성이있다. 먼저청년의노동특성은잦은일자리이동으로설명할수있는데, 이는청년층이다른근로연령층에비해일자리경력이적고, 노동생애의측면에서다면적이행을경험하는시기라는점이반영된결과이다. 청년기는노동생애에있어서교육과훈련을마치고독립적인성인노동자로발돋움하는시기이므로일자리를탐색하고이를통해경력을형성한다. 특히청년층노동시장이행의어려움은일자리에대한눈높이를반영하는의중임금 (reservation wage) 을통해서도설명될수있다. 의중임금은청년이노동공급을결정하는데있어서양방향적인영향을미친다. 고학력화와취업준비정도의상향화로인해청년구직자가보상받고자하는의중임금이높아져취업을미루는원인으로작용하기도하지만, 실업기간의장기화는청년구직자의의중임금을낮춰취업을촉진하는역할을한다 ( 박천수, 2014). 임금수준은교육, 기술수준에의해임금수준이결정된다는인적자본이론으로설명할수있다 (Becker & Thomes, 1986). 노동시장성과에관련된인적자본변수는교육수준, 자격증, 학점, 직업훈련등이있는데, 교육수준이낮거나자격증이없고충분한직업훈련을받지않아인적자본수준이낮을수록낮은임금을받게된다는것이다. 청년층의고학력화와과잉스펙은보다높은소득을얻기위한경쟁에서비롯되었다고볼수있다. 청년층의높은인적자본수준은실제임금수준을높일수도있지만, 한편으로는그러한인적자본을갖추지못한청년들을구직대열의뒷자리에서게만들고나아가노동시장의변두리에서낮은임금과높은고용불안정에처하게만들수있다. 즉, 청년층이처하는노

140 134 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 동시장상황을고려할때인적자본수준은청년의노동시장성과를결정하는핵심적요인으로작용할수있다. 이러한인적자본수준은인적자본을산출하는투입자원이라고할수있는원가구소득혹은부모소득에의해결정된다. 부모의경제적자원에따라자녀에대한투자의정도가달라지고이에따라개인의인적자본수준에차이가나타나게된다. 청년기노동시장성과와아동기가구소득의관계는세대간이동성, 아동기빈곤의영향에대한연구를통해많은논의가이루어져왔다. 아동기원가구의낮은소득은자녀가성장했을때경제활동, 임금수준등의노동시장성과에부정적인영향을미치는것으로확인되고있으며, 이러한영향은교육수준이라는인적자본변수를통해서도나타난다 (Hill & Duncan, 1987; Corcoran et al., 1992; Solon, 1992; Duncan & Brooks-Gunn, 1997; Duncan et al., 2010). 원가구의낮은소득이청년기의임금수준이나소득에미치는부정적영향은논쟁의여지가없으나, 원가구소득이청년기의노동시장참여나근로시간에미치는영향은다소불분명할수있다. 이는앞서설명한청년층의노동이행특성이반영된것이다. 학교에서노동시장으로의이행, 그리고경력을위한일자리간의이동이라는청년층의노동특성을고려할때졸업후빨리취업을했고, 청년기에많은시간동안노동을하고있는것만으로노동시장성과가높다고설명할수없다. 가구소득수준이높은경우에는졸업을하더라도당장일을해야하는근로동기가낮으며, 높은임금과안정된일자리를얻기위한일자리탐색기간을충분히확보할수있기때문이다. 2. 실증연구검토 청년의노동시장성과에대한실증연구들은주로패널자료 ( 한국교육고용패널, 한국노동패널, 대졸자직업이동경로조사, 청년패널등 ) 를이용하여청년의취업여부, 첫일자리이행기간, 임금수준, 대기업취업등에영향을미치는요인을확인해왔다. 청년취업혹은일자리이행에대한연구들은성별, 교육수준, 취업준비노력이유의미한영향을미친다고설명한다. 채창균 김태기 (2009) 는대졸자직업이동경로조사자료를이용해 2006년시점의취업여부에영향을미치는요인을확인하였는데, 입학시점가구소득이나출신대학의영향은크지않고어학연수나자격증여부등취업준비노력역

141 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 135 시취업에긍정적영향을미치지못하는것을확인하였다. 임병인 김성태 김명규 (2012) 는한국교육고용패널자료의 2004 년고등학교 3학년코호트를이용해 2011 년현재취업여부와정규직취업여부에영향을미치는요인을분석하였다. 분석결과, 여자인경우, 졸업후경과기간이길수록인턴경험이있을수록취업할가능성이높았고, 해외연수경험과자격증취득횟수는취업확률을낮추는것으로나타났다. 하지만노동시장으로의완전한이행이이루어지지않은청년층의특성을고려할때특정시점의취업여부로노동시장성과를측정하는것은취업을한것이긍정적인노동시장성과라고단정하기어렵다는점에서한계가있다. 그러므로중장기적으로추적조사된패널조사의장점을활용해일자리이행기간에영향을미치는요인을분석하는연구들은이러한청년층의노동특성을반영할수있다는점에서의미가있다. 관련하여이규용 김용현 (2003), 김안국 신동준 (2007), 박천수 (2009), 천영민 (2012) 은생존분석을이용해졸업후첫일자리이행기간 ( 미취업탈출 ) 에영향을미치는요인을분석하였는데, 남성의미취업탈출률이여성에비해낮고어학연수경험이있는경우와직업훈련경험이있는경우미취업탈출률이높은것을확인하였다. 고용불안정과관련해서반정호ㆍ김경희ㆍ김경휘 (2005) 는청년패널자료를이용해여성이나저학력자의비정규직고용확률이높고, 공식적인경로를통해취업한경우일자리안정성이높다고분석하였으며, 이병희 (2002) 는한국노동패널자료를이용해청년층의잦은일자리이동이임금수준에부의영향을미친다고분석하고, 노동시장초기경험이이후의노동시장성과에부적인영향을미치는음의의존성이있다고지적하였다. 한편, 청년의임금수준에영향을미치는요인에대한연구는교육수준이높을수록그리고남성일수록해외연수와취업준비노력이임금수준을높인다고분석하고있다 ( 이병희, 2002; 이규용 김용현, 2003; 박성재 반정호 ; 2007). 이상의연구들은공통적으로인적자본변수가노동시장성과에미치는영향을확인하고있음을알수있다. 하지만앞서언급한바와같이청년층의노동특성과이들이놓인일자리경쟁환경을고려할때인적자본의축적에영향을미치는원가구의소득계층에따른노동시장성과의차이를확인할필요성이있다. 하지만그중요성에도불구하고이에대해서는많은연구가이루어지지않았다. 청년의노동시장성과에초점을맞추기보다는빈곤의세대간이전, 소득이동성과관련해연구가이루어져왔다 ( 김위정ㆍ김왕배, 2007; 이상은, 2008; 최지은ㆍ홍기석, 2011), 청년이속한가구의소득에따라노동시

142 136 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 장성과에차이가나타나는지를확인한연구는변금선 (2013) 의연구가있다. 변금선 (2013) 은한구노동패널자료를이용해 17세시점청소년기빈곤이청년의고용상태와임금수준에미치는영향을분석하였는데, 교육수준을통제하더라도청소년기빈곤은임금수준에부적인영향을미치는것을확인하고있다. 하지만이연구는졸업시점에따른경력의차이를고려하지못하였고, 임금수준에영향을미치는인적자본변수인취업준비노력을통제하지못하였다는한계가있다. 본연구는청년층의노동특성을고려하여노동시장성과를첫일자리이행기간, 고용상태, 이직횟수, 임금수준으로측정한다. 더불어청년의노동시장성과를결정하는주된요인으로지목되는인적자본수준에영향을미치는고등학교 3학년시점의원가구소득계층에따라청년의노동시장성과가다르게나타나는지를분석한다. 이를통해기존연구에서확인하기어려웠던청년의노동시장성과의소득계층별차이를규명하고자한다. Ⅲ. 분석방법 1. 연구모형 본연구의연구문제는 청년의노동시장성과가소득계층에따라어떻게달라지는가? 이다. 노동시장성과는교육을마치고일자리에진입하는노동시장이행 ( 학교졸업혹은중퇴이후첫일자리진입에걸리는기간 ), 현일자리의고용안정성 ( 고용상태, 이직횟수 ), 현일자리의임금수준으로측정한다. 고3시점의가구소득이청년노동시장성과에미치는총효과는교육수준과취업준비노력을통한간접효과와가구소득의직접효과로구분해확인할수있다. 교육수준과취업준비노력은소득과더불어미관측능력에의한영향도받기때문에본연구에서는이를통제하기위해고3시점가구소득이노동시장성과에미치는직접효과에초점을맞추어분석하였으며, 총효과와간접효과에대해서는추가분석을통해부분적으로확인하였다.

143 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 분석자료및분석방법 가. 분석자료 본연구는한국교육고용패널 (Korean Education & Employment Panel ; KEEP) 의고등학교 3학년패널자료를사용하였다. 1) 한국교육고용패널은전국 6,000 명의학생과그들의학부모및담임교사와학교행정가를표본으로하여 2004 년부터현재까지총 9 차례에걸쳐서조사를진행했다. 본연구의분석자료는한국교육고용패널 1차년도 (2004 년 ) 고등학교 ( 일반계및실업계 ) 3학년코호트 4,000 명이며, 1차부터 9차까지조사가완료된표본은 2,514명이다. 본연구의대상은학교교육을마친청년이므로고등학교 3학년코호트의조사완료사례중 9차년도 (2012 년 ) 현재, 학교에재학중이거나휴학중인재학생을제외하였다. 나. 분석방법 본연구의분석방법은다음과같다. 첫째, 학교에서노동시장으로의이행기간에미치는영향은케플란-마이어분석 (Kaplan-Meir analysis) 과콕스의비례해저드모형 (Cox proportional hazards model) 을이용하였다. 종속변수는학교졸업혹은중퇴이후첫일자리를획득하기까지걸린기간으로학교에서노동시장으로이행하는데소요된기간을의미한다. 이행기간은 2005년 2월고등학교졸업시점을기준점으로설정해졸업및중퇴이후첫일자리의지속기간에서졸업및중퇴시점의차이로계산하였다. 졸업및중퇴시점이전에취업한경우는 0 으로코딩하여좌측절단된값으로처리하였으 1) 가구소득이교육수준에미치는영향은고등학교입학시점부터결정되므로고 3 자료가아닌중 3 자료를이용해 중 3 시점가구소득 - 고등학교진학 - 대학진학 - 노동시장성과 의관계를확인할필요성이있다. 하지만중 3 자료를사용할경우, 고등학교졸업후 5 년간의자료만관측되므로다수의사례가노동시장성과변수를측정할수없다는한계가있다. 본연구의목적은가구소득계층에따른노동시장성과의차이를확인하는것이므로노동시장성과를측정할수있는충분한관측기간이확보되는고 3 자료를활용하였다. 하지만본연구는고등학교진학이전가구소득이미치는영향을고려하지못한다는점에서해석에주의가필요하다 ( 고 3 시점가구소득계층별고등학교계열분포를확인한결과, 전문계고교인경우에는 1 분위 32.0%, 5 분위 9.3% 인반면일반계고교는 1 분위 12.0%, 5 분위 24.5% 로다른양상을보였다 ).

144 138 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 며, 졸업및중퇴이후현시점까지한번도일자리를가져본경험이없는경우는우측절단된다. 콕스의비례해저드모형은우측절단된사례를고려하여미취업탈출확률에미치는영향을추정할수있게해준다. 독립변수는고등학교 3학년시점가구소득의소득5 분위로, 기준집단은소득하위 20% 인 1분위로설정하였다. 가구소득은가구원수의제곱근으로나누어균등화하였다. 정확한분석을위해서는고등학교졸업이후인대학교재학시기의가구소득을반영해야한다. 하지만 2차년도이후가구소득변수에결측치가많았고 원가구소득-인적자본수준-노동시장성과 로이어지는변수간인과관계의방향을고려해고등학교 3학년시점가구소득변수만을이용하였다. 통제변수는성별, 졸업및중퇴시점이전까지의취업준비노력, 졸업및중퇴시점당시최종학력을투입하였다. 취업준비노력은자격증취득유무, 직업훈련경험유무, 해외연수경험유무로더미변수화하였으며, 교육수준은고등학교졸업을기준으로전문대학교졸업, 대학교졸업이상으로구분하였다. 자격증에는초등학교정교사, 의사, 공인회계사, 한식조리기능사등의자격증이포함되며, 직업훈련기관에는국가훈련기관과사설학원이포함된다. 한편, 가족배경변수인부모의교육수준, 가족구조, 형제및자매의수도통제하였다. 둘째, 고용불안정모형의종속변수는고용상태와이직횟수이고, 독립변수는첫일자리이행기간모형과마찬가지로고등학교 3학년시점가구소득 5분위이다. 고용상태는 2012 년현재고용상태가비정규직인경우를기준으로하여정규직, 비취업으로구분하였다. 정규직은정규직여부를묻는문항에정규직이라고응답하고, 기간제근로ㆍ시간제근로ㆍ간접고용이아닌경우로구분하였다. 통제변수로 2012 년현재기준최종학력, 1차조사시점인 2004년이후 2012년현재까지자격증유무, 직업훈련경험유무, 해외연수경험유무와가족배경변수, 그리고졸업시점의차이를보정하기위해졸업및중퇴이후현시점까지의기간을투입하였다. 고용상태는다항프로빗모형 (Multinomial probit model) 을. 2) 이직횟수는종속변수가양수를갖고 0 2 의값에분포가집중되는 Count 변수자 2) 3 개이상의선택대안에대한분석방법으로다항로짓모형을사용할수있으나, 이는 IIA 가정 (independence of irrelevant alternatives) 를충족해야사용할수있는데비취업, 정규직, 비정규직을종속변수로할경우이를충족하지못하였다. IIA 가정을완화하는모형으로는네스티드로짓모형 (Nested logit model) 과다항프로빗모형을고려할수있는데네스티드로짓모형의경우에는다중선택데이터를구축해야하는제약이있으므로다항프로빗모형을이용해분석하였다.

145 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 139 료에적용할수있는 (Poisson regression model) 을이용해분석하였다. 마지막으로임금모형의종속변수는임금과저임금근로자여부이다. 임금은 2012년현재일자리의시간당임금을계산해로그로변환하였으며, 저임금근로여부는 OECD 기준을따라중위임금의 2/3 미만여부로측정하였다. 임금은현재일을하지않거나무급종사자인경우에는측정할수없다. 이때현재일을하고있는사람만을대상으로분석을할경우, 표본선택편의 (sample selection bias) 가발생하여추정을신뢰하기어렵다. 특히청년기는일자리탐색시기라는점, 그리고종속변수인임금수준에영향을미치는인적자본변수에의해취업여부가결정될수있다는점에서사례누락에편의가없다는조건을충족하기어렵다. 표본선택편의를보정하기위해 1단계취업여부에대한프로빗모형으로 IMR을계산하고, 이어서 IMR 을포함해임금수준과저임금근로자여부를추정하는헤크만의 2단계표본선택모형 (Heckman s sample selection model) 과헤크만프로빗모형 (Probit model with sample selection) 을이용해분석하였다. 표본선택모형이식별되기위해서는취업여부에는직접적인영향을미치고임금수준이나저임금근로여부에는직접적인영향을미치지않는변수를 1단계에투입하고 2단계에는투입하지않아야한다. 여기서는노동공급에영향을미치는것으로알려진배우자유무, 가구내소득수준 ( 본인근로소득제외 ), 지역의노동시장상황을반영하는거주지역의규모변수를 1단계에만투입했다. 2단계임금결정모형에는교육수준, 취업준비노력, 현재일자리지속기간변수만을투입하였다. 다음 < 표 1> 은변수의속성과단위이다. < 표 1> 변수설명 종속변수 변수 노동이행 고용불안정 임금 첫일자리이행기간 고용상태 이직횟수 속성및단위 졸업혹은중퇴이후첫일자리를갖기까지걸린기간 2012 년현재고용상태, 비정규직 =0, 정규직 =1, 미취업 =0 정규직 = 정규직, 계약기간없음, 시간제근로아님, 간접고용 ( 파견, 용역 ) 아님, 특수형태근로종사자아님 년까지이직횟수 임금수준 2012 년현재임금수준, 만원 ( 모형분석시에는로그전환 ) 저임금여부 2012 년현재임금이중위임금의 2/3 미만 =1, 이상 =0

146 140 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 변수 독립변수소득계층고3시점소득분위 통제변수 취업준비노력 속성및단위 가구원수로균등화한고등학교 3학년시점가구소득 1분위 ( 하위20%)=0, 2분위 =1, 3분위 =2, 4분위 =3, 5분위 =4 성별남성 =1, 여성 =0 교육수준 해외연수 첫일자리취득시점혹은 2012 년현재최종학력고졸 =0, 전문대졸 =1, 4 년제대졸 =2 첫일자리취득시점혹은 2012 년이전해외연수경험있음 =1, 없음 =0 자격증상동, 있음 =1, 없음 =0 직업교육훈련상동, 있음 =1, 없음 =0 거주지역 2012 년거주지역특별시 =0, 광역시 =1, 시 =2, 읍면 =3 혼인상태 2012 년배우자있음 =1, 없음 =0 가구소득 동거가구원수로균등화한 2012 년본인의비근로소득, 배우자소득, 동거부모소득의합 ( 월평균, 만원 ) 부모의학력아버지의교육연수 ( 없는경우어머니의교육연수 ) ( 연 ) 형제, 자매의수고등학교 3 학년시점형제, 자매의수 ( 명 ) 가족구조고등학교 3 학년시점가족구조양부모 =0, 한부모 =1 Ⅳ. 분석결과 1. 일반적특성 < 표 2> 는분석대상의일반적특성이다. 첫째, 성별을살펴보면전체청년의 48.7% 가여성이고 51.3% 가남성으로여성에비해남성이다소높은비중을차지했다. 소득계층별성별을살펴보면소득1분위집단과소득2분위집단은여성의비중이각각 59.2%, 50.43% 로남성에비해많은것으로나타났고, 소득3분위부터소득5분위는남성의비중이다소많았다. 둘째, 거주지역은서울시, 시, 광역시, 읍면순으로많은비중을차지했으며소득분위도이와유사한분포를보였다. 셋째, 배우자유무의경우전체의 10.4% 가 2012년현재배우자가있는것으로나타났는데소득분위별로는 1분위의배우자있음

147 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 141 비율이 13.7% 로가장높은비중을나타냈으며, 5분위가 8.2% 로배우자가있는경우가가장적었다. 넷째, 현재가구소득을살펴보면분석대상전체의월평균가구소득은 232만원이었으며, 고3시점소득분위를기준으로할때 5분위, 3분위, 4분위, 1분위, 2분위순으로현시점월평균소득이많은것으로나타났다. 5분위를제외하고 1~4분위의경우는고등학교 3학년시점가구소득과현재가구소득간의차이가있다고할수있다. 고등학교 3학년시점소득은청년이속한원가구원모두의월평균소득을의미하지만 2012년가구소득은부모소득, 본인의비근로소득, 배우자의소득만반영한결과이기때문인것으로보인다. 3) < 표 2> 일반적특성구분성별거주지역배우자유무월가구소득 ( 만원 ) (%, 명 ) 고3시점가구소득분위 1분위 2분위 3분위 4분위 5분위 전체 여성 남성 특별시 광역시 시, 군 읍, 면 있음 없음 평균 se ) 이러한불일치는고 3 시점이후가구소득의변화로인한결과라고도볼수도있다. 고 3 시점의가구소득이이후관측되는기간동안변화할경우추정이왜곡될수있다. 하지만한국교육고용패널자료는 7 차년도부터가구의총소득변수가아니라본인과배우자, 부모소득변수만을제공하여가구소득의변화를즉자적으로확인하기어려웠다. 이를보완하기위해 2012 년현시점가구소득과가구소득수준을대리하는부모의교육수준, 가족구조등아동기가족배경변수와취업시점의가구소득변수를통제변수로투입하였다. 부모의교육수준과가족구조는고등학교 3 학년시점의가구소득수준을보완해주는역할을할수있다. 부모의교육수준은부모와자녀의세대간이전에대한연구에서부모의생애소득을측정하는도구변수혹은대리변수로활용되며, 한부모가구는아동기의낮은소득을설명하는주요변수이기때문이다.

148 142 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 구분 고3시점가구소득분위 1분위 2분위 3분위 4분위 5분위 전체 부모교육수준 ( 연 ) 평균 se 한부모가구 부모가구 한부모가구 형제, 자매수 ( 명 ) 평균 se 전체 (N) , 소득계층별인적자본수준및노동시장성과비교 여기서는교육수준과취업준비노력등의인적자본수준과첫일자리이행, 이직횟수, 고용상태, 임금수준등의노동시장성과를고등학교 3학년시점원가구의소득계층별로비교분석하였다. < 표 3> 은소득계층별교육수준과취업준비노력현황이다. 먼저교육수준을살펴보면전체의 38.3% 가 4년제대학교졸업이상이며, 34.8% 는전문대학교를졸업한것으로나타났다. 분석대상중 72.1% 가대학교에진학한것으로청년층의높은학력수준을반영한다. 한편, 이는현재학교에재학중이거나휴학중인사례는제외된것으로이들을포함할경우전체교육수준은상향조정될것으로예상된다. 소득계층별로살펴보면, 고등학교 3학년시점가구소득이 1분위였던청년중 4년제대학교를졸업한청년은 15.3% 인것에비해 5분위청년은 63.1% 가 4년제대학교를졸업한것으로나타났다. 이는원가구의소득수준에따라자녀의교육수준이달라질수있음을보여준다. 이어서취업준비노력을살펴보면전체청년의 62.4% 가자격증이있는것으로나타났고소득분위별차이는크지않았다. 하지만직업훈련과해외연수경험은소득계층별로다소차이가있는것으로나타났다. 직업훈련의경우전체청년의 21.8% 가직업훈련경험이있는것으로나타났는데, 소득1분위집단은그비중이 17.7% 에불과했다. 해외연수는소득계층별차이가컸다. 전체청년의약 8.0% 가해외연수경험이있는것으로나타났는데, 소득계층별로보면소득 1분위청년은그비중이 3.6% 인반면에소득 5분위청년은 13.9% 로소득 1분위청년보다 10.3% 포인트더많이해외연수경험을한것으로나타났다.

149 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 143 < 표 3> 소득계층별교육수준및취업준비노력 소득분위 ( 단위 : %) 구분 교육수준취업준비노력고졸전문대졸대졸이상자격증직업훈련해외연수 1분위 분위 분위 분위 분위 전체 N 1,140 1,140 < 표 4> 는소득계층별일자리이행기간, 이직횟수, 고용상태를보여준다. 첫째, 졸업혹은중퇴후첫일자리를얻기까지의기간을의미하는첫일자리이행기간은전체청년이평균 6.8 개월이었으며, 이는대졸자직업이동경로조사 (GOMS) 를이용해대졸자의이행기간을약 7개월로분석한천영민 (2012) 의연구와유사한결과이다. 분위별이행기간을살펴보면첫일자리이행기간이가장짧은소득계층은 5분위집단으로평균 5.5 개월만에첫일자리를얻은것으로나타났으며, 이행기간이가장긴소득계층은 3분위집단으로평균 7.3 개월만에취업한것으로나타났다. 둘째, 2005 년부터 2012 년까지총이직횟수를살펴보면전체청년은평균 1.3 회이직경험이있는것으로나타났다. 소득계층별로살펴보면, 소득2분위집단이평균 1.4 회로이직횟수가가장많은것으로나타났으나소득계층에따라큰차이를보이지는않았다. 마지막으로고용상태를살펴보면, 2012년현재학교에재학중이거나휴학중이아닌청년중비취업자는 26.5% 였으며, 정규직은 50.1%, 비정규직은 23.4% 였다. 소득계층별로살펴보면정규직비중이가장높은소득계층은소득2분위집단으로 55.9% 가정규직에종사하고있는것으로나타났다. 소득5분위는 50.1% 로그뒤를이었으며정규직비중이가장낮은소득계층은소득3분위로 45.2% 가정규직인것으로나타났다. 4) 4) 한편, 취업자중비정규직비중은 31.9% 로경제활동인구부가조사의 15~29 세임금근로자중비정규직비율 33.8% 와유사한수준이었다 ( 성재민ㆍ정성미, 2012).

150 144 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 4> 소득계층별첫일자리이행기간, 이직횟수, 고용상태 소득분위 ( 단위 : 개월, 회, %) 구분 첫일자리이행기간이직횟수고용상태평균표준오차평균표준오차비정규직정규직비취업 1분위 분위 분위 분위 분위 전체 N ,093 < 표 5> 는소득계층별평균임금과저임금근로자여부를보여준다. 2012년현재임금종사자및자영업자를대상으로시간당평균임금을분석하였다. 전체청년의시간당평균임금은 1만3백원이었으며, 소득계층별로는소득5분위의평균임금이 1만2천2백원으로가장높은수준이었고소득1분위의평균임금은 9천1백원으로가장낮은수준이었다. 한편, 중위임금의 2/3 미만저임금근로자는 49.1% 로절반가까이가임금수준이낮은것으로나타났다. 저임금근로자의비중이가장높은소득계층은소득1분위집단이었으며, 소득5 분위집단의저임금근로자비중이가장낮은것으로확인되었다. < 표 5> 소득계층별평균임금및저임금근로여부 소득분위 구분 임금평균표준오차 저임금근로자 1분위 분위 분위 분위 분위 전체 N ( 단위 : 만원, %)

151 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 청년층의소득계층별노동시장성과 가. 학교에서노동시장으로의이행 : 첫일자리이행기간 학교에재학중이거나휴학중인경우를제외하고, 2차부터 9차까지 (2005년 ~2012 년 ) 일자리정보가확인된사례를대상으로케플란-마이어분석 (Kaplan-Meir analysis) 과콕스의비례해저드모형 (Cox proportional hazards model) 을이용하여소득계층별로학교에서노동시장으로의이행기간에차이가있는지를확인하였다. < 표 6> 이행기간에따른취업자의첫일자리취득소요기간 이행기간 ( 월 ) 빈도 (event) 백분율 누적도수 누적백분율 이행기간 ( 월 ) 빈도 (event) 백분율 ( 단위 : 월, 명, %) 누적도수 누적백분율

152 146 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 분석대상 988명중 2012년조사시점까지취업하지않은우측절단된사례는 175명이다. 이행기간에따른취업자의첫일자리소요기간을살펴보면다음 < 표 6> 과같다. 졸업혹은중퇴이후취업을경험한청년의 37.4% 가졸업전에취업을한것으로나타났다. 80% 이상이졸업및중퇴이후 12개월이되기전첫일자리를갖는것을알수있으며, 이는생존분석을이용해이행기간을분석한기존연구와유사한결과이다 ( 이규용 김용현, 2003; 박천수, 2009). 다음 < 표 7> 과 [ 그림 1] 은케플란 -마이어분석 (Kaplan-Meir analysis) 결과이다. 졸업혹은중퇴이후첫일자리를얻기까지평균이행기간 ( 생존기간 ) 은 25.8 개월이었다. 소득계층별로살펴보면, 소득1분위의평균이행기간은 18개월이었던것에반해소득5분위의이행기간은 38개월로상위소득계층의경우첫일자리로의이행기간이더긴것으로나타났다. 한편, 평균이행기간은극단치의영향이크기때문에이행기간의전체적인경향을확인하려면누적생존확률 ( 취업하지않고미취업자로남아있는누적확률 ) 이 0.5 이하로떨어지는중위이행기간을확인하는것이적절하다. 이행기간의중위수는 11개월이었으며, 소득상위계층의이행기간중위수 (4 분위와 5분위 14 개월 ) 가소득하위계층 ( 소득 1분위 7개월 ) 의중위수보다더큰것으로나타났는데 Log Rank 테스트결과 ( =25.71) 이러한차이는.001 수준에서통계적으로유의미했다. [ 그림 1] 은첫일자리이행기간에따른미취업탈출률을소득계층별로분석한것이다. 소득1분위의미취업탈출이가장가파르게나타나며, 소득5분위는가장완만한양상을보이는것을알수있다. 원가구소득수준이높을수록일자리탐색과취업준비에보다오랜시간을투여함을유추할수있다. < 표 7> 소득계층에따른첫일자리이행기간평균및중위수추정 (KM 분석 ) 구분 평균중위수추정값표준오차추정값표준오차 1분위 분위 분위 분위 분위 전체

153 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 147 [ 그림 1] 소득계층별첫일자리이행기간에따른미취업탈출률 콕스의비례해저드모형을이용하여이행기간을고려하여졸업및중퇴이후미취업탈출률이소득계층별로다르게나타는지를분석한결과는다음과같다. 우선소득계층별차이는소득최하위계층과최상위계층에서통계적으로유의미한것으로나타났다. 소득5 분위 ( 상위 80~100%) 는소득 1분위에비해미취업탈출률이 29.2% 낮았다. 이는앞의케플란-마이어분석과도일치하는것으로성별이나인적자본수준을통제하더라도고등학교 3학년시점가구소득이높은계층이졸업혹은중퇴이후첫일자리이행기간이길다는것을의미한다. 인적자본수준이미취업탈출에미치는영향을살펴보면, 4년제대학교를졸업한경우에는고등학교를졸업한경우보다첫일자리로의이행가능성이 1.37 배높은것으로나타났다. 취업준비노력에서는첫일자리를얻기전자격증이있는경우, 직업훈련경험이있는경우첫일자리로의이행가능성이각각 1.38 배, 1.36 배높았으며모두통계적으로유의미했다. 5) 성별의경우남성이여성에비해, 그리고부모의교육수준이높을수록첫일자리로의이행가능성이각각 17.5%, 4.5% 낮은것으로나타났다. 이는취업준비노력은미취업탈출에정적인영향을미치지만, 높은교육수준과부모의학력은첫일자리로의이행을늦출수있음을의미하며, 이는고졸혹은전문대이상대졸자를대상으로일자리이행기간을분석한기존연구의결과와일치한다 ( 이규용ㆍ 5) 여기서교육수준과취업준비노력은고등학교 3 학년시점가구소득의영향을받는다는점에서가구소득의간접효과를보여준다. 소득계층별로교육수준, 취업준비노력이달라지는지에대해선형회귀분석과로지스틱회귀분석을이용해분석한결과, 소득분위가높을수록첫일자리취업시점의교육수준이높고통계적으로유의미한것으로나타났다. 하지만취업준비노력은소득분위별로통계적으로유의미한차이가없었다.

154 148 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 김용현, 2003; 김안국ㆍ신동준, 2007; 천영민, 2012). < 표 8> 첫일자리이행기간추정결과 : 미취업탈출률의소득계층별차이 소득분위 (1 분위 ) B 표준오차 Exp( ) 2분위 분위 분위 -.252# 분위 -.331* 성별 남성 -.192* 교육수준 ( 고졸 ) 전문대졸 대졸.314** 자격증있음.322*** 직업훈련경험있음.304** 해외연수경험있음 부모교육수준 -.043** 한부모가구 형제, 자매의수 logL Wald Chi-Square 79.61*** N 684(Event=509, Censored=175) 주 : 표준오차는 Robust S.E 임. #, *, **, *** 는각각.10,.05,.01,.001 수준에서유의함. 결과를제시하지않았으나청년층의교육수준상향화등을반영하기위해전문대학및 4년제대졸자만을대상으로대학수준을전문대, 비수도권사립대, 비수도권국공립대, 수도권국공립대및사립대로유형화한변수를투입해추가분석을하였다. 분석결과, 소득계층의영향은통계적유의도를상실했으며, 대학수준변수는수도권국공립대및사립대의경우만통계적으로유의미한것으로나타났다. 수도권국공립대및사립대를졸업한경우에는전문대를졸업한경우에비해미취업탈출률이 37.6% 높은것으로나타났다. 낮은소득계층의경우고졸자로남을가능성이높으므로고졸자를제외할경우, 이로인한선택편의로인해가구소득분위에따른미취업탈출률의차이가드러나지않을수있

155 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 149 다. 한편이는가구소득이교육수준에미치는영향을고려할때, 상위대학에진학하기어려운하위소득계층청년이졸업후일자리를획득하는데어려움을겪을수있음을간접적으로보여준다. 6) 나. 고용불안정 2012년현재시점을기준으로한고용상태 ( 비취업, 비정규직, 정규직 ) 와이직횟수의소득계층별차이를확인하였다. 우선결과를제시하지않았지만고용상태를종속변수로한다항프로빗모형을분석한결과, 대부분의변수가통계적으로유의미하지않은것으로나타났다. 이는청년개인의일자리선택이다양한요인에의해결정되며, 정규직과비정규직에따른고용불안정의정도역시개인의선호와주어진요건에따라달라질수있기때문인것으로보인다. 일례로비정규직이더라도전문직비정규직과사무직비정규직은고용안정성에있어서차이가있을수있고, 자발적으로비정규직을택한경우에는가구소득수준이나인적자본과비정규직여부의선형관계를상정하기어려울수있다. 다음으로이직횟수에영향을미치는요인을포아송회귀분석을이용해분석한결과는 < 표 9> 와같다. 이직횟수는졸업및중퇴경험이후 2012년현시점까지의이직횟수를의미하며, 이직횟수분포를확인한결과 0~2회의값을갖는사례가전체의 84% 였다. 분석결과, 통계적으로유의미한변수는자격증과졸업후현재까지의기간변수였다. 자격증이있는경우, 없는경우에비해이직횟수가감소하며.001 수준에서통계적으로유의미했다. 교육수준, 성별, 직업훈련경험, 해외연수모두이직횟수에별다른영향을미치지않는것으로나타났다. 7) 아는일자리이동이청년개인의특성에따라다르게나타나기보다는유사한양상으로나타날수있음을보여주며, 일자리이동이빈번한청년층의노동특성과더불어최근청년층노동시장수요가비정규직을위주로증가하고있다는점이 6) 다항로짓모형을이용해소득계층이대학수준에미치는영향을확인한결과, 고졸자를포함할경우소득 5 분위가고졸보다는수도권사립대및국공립대에진학할 odds 는소득 1 분위의 3.95 배로월등히높았으며, 대졸자로한정할경우에도소득 5 분위가전문대졸에비해수도권사립대및국공립대에진학할 odds 역시소득 1 분위의 3.37 배로나타났다. 7) 대졸자를대상으로대학수준변수를적용해분석한결과에서는자격증의영향은사라지고, 남성인경우이직횟수가감소하는것으로나타났다. 하지만인적자본을반영하는대학수준변수와취업준비정도변수는모두통계적으로유의미하지않았다.

156 150 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 반영된것으로보인다 ( 남재량 김세용 (2013). 8) < 표 9> 졸업후이직횟수의소득계층별차이 B 표준오차 소득분위 (1분위) 2분위 분위 분위 분위 성별 남성 교육수준 ( 고졸 ) 전문대졸 대졸 자격증있음 -.328***.092 직업훈련경험있음 해외연수경험있음 부모교육수준 한부모가구 형제, 자매의수 졸업후현재까지기간.015***.003 상수 N 763 주 : 표준오차는 Robust S.E 임. #, *, **, *** 는각각.10,.05,.01,.001 수준에서유의함. 다. 임금수준 2012 년현재학교를졸업하거나중퇴한사람을대상으로임금수준의가구소득계층별 8) 한편, 일자리이동에있어서는단순한일자리이동횟수보다는산업간, 직업간이동등경력변동을고려할필요성도제기된다. 이는청년층의빈번한직장이동이일자리의불안정성을의미하기보다는경력일치 (career match) 의과정이라고보는시각과맥을같이한다 ( 이병희, 2002). 청년기는일자리를탐색하여생애노동경력을구축하는시기이므로계량적수치보다는일자리이동의전체적인과정과그내용을파악하는것이중요할수있다 (Neal, 1999). 이를고려하지못한것은본연구의한계라고할수있다.

157 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 151 차이를분석한결과는다음 < 표 10> 과같다. 헤크만표본선택모형을이용해로그임금의소득계층별차이를분석한결과를살펴보면다음과같다. 소득최하위계층인소득1분위에비해소득상위계층의임금수준이높은것으로나타났다. 소득4분위의임금은소득1분위에비해 12.9% 높았고, 소득 5분위는 22.7% 더높은것으로나타났으며모두통계적으로유의미했다. 이는고등학교 3학년시점의가구소득수준에따라노동시장에서획득할수있는소득수준이달라질수있음을보여주며, 청소년기경제적어려움혹은아동빈곤이성인기의노동시장성과에부적인영향을줄수있다는기존의연구와일치한다 (Duncan et al, 2010; 변금선, 2013). 9) 가구소득계층이노동시장성과에미치는영향은교육수준을통한매개효과 ( 간접효과 ) 와교육수준을통제한뒤의직접효과로구분할수있다. Sobel-Goodman Mediation Test 를이용해가구소득, 교육수준 ( 교육연수 ), 임금수준의관계에있어서매개효과가존재하는지를확인한결과, 교육수준을통한간접효과가있는것으로나타났으며이는총효과의 4% 를차지하는것으로확인되었다. 10) < 표 10> 의결과는이러한간접효과를제외한직접효과만을나타내므로가구소득계층의영향은과소추정되었다고할수있다. 11) 한편, 남성은여성에비해 8.9% 더높은임금을받고있었으며, 교육수준이높을수록 9) 일반적으로임금추정모형에는회사규모, 산업, 직종등의노동시장특성변수를포함시킨다. 본연구의목적은가능한모든변수를통제한상태에서임금자체의순수한차이를확인하고자하는것이아니라가구소득에따른성과의차이를확인하는것이므로기본모형에해당변수를통제하지않았다. 모형의강건성을확인하기위해임금수준모형에산업, 직종, 기업의규모변수를투입해분석한결과, 가구소득계층 4 분위와 5 분위의회귀계수는각각.095 와.225 로기본모형과큰차이가없었으며, 여전히통계적으로유의미했다. 한편, 추가로투입한노동시장특성변수가임금수준에미치는영향은알려져있는결과와크게다르지않았다. 산업과관련해제조업에비해서비스업의임금이낮은것으로나타났으며, 기능기계직에비해관리전문직과사무직의임금이더높았다. 소규모영세사업장에비해중소기업은 9.9%, 대기업은 17.3% 임금이더높은것으로나타났다. 10) 정교한분석을위해서는범주형변수를이용한간접효과검증방법인 KHB-method 등을적용하는것이적절하지만분석의간명성을위해연속변수를이용해간접효과를확인하였음을밝힌다. 한편, 임금수준에대한가구소득계층의총효과 ( 교육수준을통제하지않았을때의표본선택모형분석결과 ) 는 4 분위는 15.6%, 5 분위는 28.2% 로나타났다. 11) 가구소득계층에따라교육수준과취업준비노력이달라질수있으므로모형에상호작용항을추가할필요성이제기된다. 이를확인하기위해가구소득분위와교육수준, 취업준비노력의상호작용항을투입한모형을추가로분석한결과, 상호작용항은모두통계적으로유의미하지않았다.

158 152 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 임금수준이증가하는것으로나타났다. 성별에따른임금격차와인적자본수준이임금에미치는정적인영향은청년층의임금결정요인연구에서도확인된바있다 ( 이병희, 2002; 이규용ㆍ김용현, 2003; 박성재ㆍ반정호, 2007). 취업준비노력에있어서는해외연수경험만이제한적이나마통계적으로유의미하게임금수준에영향을미치는것으로나타났다. 해외연수경험이있는경우에는없는경우에비해임금수준이 12.4% 더높았으며, 이는.05 수준에서통계적으로유의미했다. 하지만직업훈련과자격증은임금수준에통계적으로유의미한영향을미치지않는것으로나타났다. < 표 10> 임금수준및저임금근로여부의소득계층별차이 로그임금헤크만표본선택모형 저임금근로헤크만프로빗모형 B 표준오차 B 표준오차 2단계 (OLS, Probit) 소득분위 (1분위) 2분위 분위 분위.129* *.148 5분위.227*** **.157 성별 남성.089** ***.094 교육수준 ( 고졸 ) 전문대졸.150** **.118 대졸.204*** ***.128 자격증있음 직업훈련경험있음 해외연수경험있음.124* **.173 현일자리지속기간.003*** ***.002 상수 -.502*** ***.234 람다 ( λ) logL Wald Chi-Square 66.40*** 86.37*** Censored Obs N 1,140 1,140 주 1) #, *, **, *** 는각각.10,.05,.01,.001 수준에서유의함. 2) 2단계결과만제시함. 1단계취업결정프로빗모형에는 2단계에투입한변수외에취업 여부에영향을미치는현재거주지역, 현재배우자유무, 현재가구소득 ( 본인근로소득제 외 ), 졸업혹은중퇴이후현재까지기간, 고3시점가족배경변수를투입하였음.

159 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 153 다음으로중위임금의 2/3 미만의임금을받는저임금근로를할확률이소득계층별로다르게나타나는지를분석한결과를살펴보면, 임금수준모형과유사한결과가나타난것을알수있다. 소득1 분위에비해소득4분위와소득5분위인경우저임금근로를할가능성이낮아지는것으로나타났으며, 남성일수록그리고교육수준이높을수록저임금근로가능성이낮았다. 취업준비노력에있어서도해외연수경험이있는경우없는경우에비해저임금근로를할가능성이낮았다. 다른변수를평균이나동일한집단으로고정시켜놓은상태에서의단위변화에따른한계효과는다음과같다. 소득4분위집단은저임금근로를할가능성이 5.6% 낮고소득5분위집단은 9.2% 낮은것으로나타났다. 전문대학교를졸업하면저임금근로가능성이 9.4% 낮아지고, 4년제대학교를졸업하면 18.8% 로저임금근로가능성이크게낮아졌다. 해외연수경험은저임금근로가능성을 11.4% 낮추는것으로확인되었다. 한편, 고졸청년과대졸청년이놓이는노동시장의조건은이질적으로구분될수있으므로고졸자와대졸자를나누어임금수준및저임금근로모형을분석하였다. 임금수준모형에서는가구소득계층이고졸자의임금수준에미치는영향은유의미하지않았으나대졸자의경우에는 4분위와 5분위에서여전히유의미한것으로나타났다 (< 부록 > 참조 ). 다수의청년들이대학에진학하는상황에서소득분위가낮은집단이고졸자에집중분포해소득계층의영향이감소한것일수있다. 대졸자의경우대학수준에따른임금차이는유의미하지않았으나가구소득계층의영향은유의미했다. 저임금근로모형에서는고졸자의경우가구소득계층의영향은 4분위만유의했고, 대졸자의경우에는가구소득계층과대학수준변수모두통계적으로유의미했다. 특히소득계층영향을통제하더라도전문대졸업자에비해비수도권국립대졸업자나수도권국립대및사립대졸업자는저임금근로를할가능성이낮은것으로확인되었다.

160 154 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅴ. 결론 본연구는한국교육고용패널 (KEEP) 을이용하여청년의노동시장성과가소득계층별로다른양상을보이는지를분석하였다. 이를통해가구소득이교육성취에미치는영향혹은청년의노동시장성과연구에서확인하기어려웠던청소년기가구소득이노동시장성과에미치는영향을다면적노동시장성과변수를적용해검증하였다. 고3시점가구소득은교육수준이나취업준비노력을통제한이후에도일자리이행이나임금수준에유의미한영향을미쳤다. 이는가구소득의영향이성인초기의노동시장성과에있어서도지속적으로영향을미칠수있으며, 최근청년층의낮은노동시장성과가특정소득계층청년에가중되어나타날수있음을보여준다. 본연구의분석결과를요약하면다음과같다. 첫째, 고등학교 3학년시점원가구의소득계층이최상위계층인경우첫일자리로의이행기간이길고미취업탈출확률이낮았다. 이는원가구혹은부모가구의낮은소득수준이자녀의인적자본을약화시켜취업이라는노동시장성과에부정적영향을미칠수있다는인적자본이론과다른결과이다 (Becker & Thomes, 1986; Corcoran et al., 1992). 높은실업률과고학력화로인해취업경쟁이치열한우리나라청년층의노동시장상황에서는충분한일자리탐색및준비기간을갖는것이중요하다. 즉, 학교에서노동시장으로의이행이시작되는고등학교 3학년시점의낮은소득수준은미취업탈출률을높이지만, 한편으로는노동시장에서적정한성과를획득할준비가되지않은상황에서노동시장으로이행하도록만들수있다. 이러한결과는노동시장이행에대한기존연구에서확인하기어려웠던부분으로낮은소득계층에속했던청년들이일자리획득에있어서불리한위치에놓일수있음을보여준다. 둘째, 2012년현재학교를졸업하거나중퇴를한청년을대상으로로그임금과저임금근로여부에영향을미치는요인을분석한결과, 고등학교 3학년시점에높은소득계층에속한경우임금수준이높고저임금근로를할가능성이감소하는것으로나타났다. 아동에서성인으로의이행기에있어서원가구의소득계층에따라성인기에획득하는노동

161 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 155 시장성과의수준이달라질수있음을보여주며, 이행을경험하는시기의낮은소득이성인으로의경제적자립에부정적영향을미칠수있음을의미한다. 한편, 가구소득계층을통제하였을때에도해외연수경험이임금수준에정적인영향을미치는것으로나타났다. 이는원가구의소득계층에따른성과수준의불리함이특정인적자본의획득을통해완화될수있음을보여준다. 본연구는다음과같은정책함의를갖는다. 첫째, 본연구의분석결과, 청년의노동시장성과는고등학교 3학년시점소득계층에따라다르게나타남을확인하였다. 특히소득최하위층과소득최상위층의임금수준에차이가있는것으로나타났으며, 소득최하위층의경우저임금근로를할가능성이더높은것으로확인되었다. 청년층의노동시장성과를높이기위해서는생애과정을고려한장기적접근이요구된다. 고등학교-대학교- 노동시장 으로이어지는학교에서노동으로의이행과정을고려해대학교진학이후나졸업이후의인적자본향상뿐만아니라고등학교시기부터의조기개입프로그램이필요하다. 고등학생을대상으로한진로교육프로그램과상위학교진학을위한학습지원프로그램을확충해야하며, 특히최하위소득계층청소년의특성에맞는집중서비스를마련해원가구소득계층에따른노동시장성과의차이가완화될수있도록해야한다. 둘째, 본연구에서취업준비노력인직업훈련이나자격증은첫일자리이행기간을짧게만들지만임금수준을높이지는않는것으로나타났다. 임금수준을높이는것은교육수준과해외연수경험이었다. 청년층을대상으로한고용서비스는내일배움카드등을통한자격증및기술취득과고용보험의취업상담및교육에집중되어있다. 본연구결과는이러한자격증과직업훈련중심의접근이청년층의취업을촉진시킬수있지만, 취업의질을보장할수없음을보여준다. 노동시장성과를높이기위한접근에있어서기술습득중심이맞는방향인지숙고할필요성이있다. 괜찮은일자리에취업하여자립할수있는수준의소득을얻을수있도록하려면취업률향상에영향을미치는고용서비스뿐만아니라실제임금수준을높일수있는교육서비스를병행해야한다. 청년들이마주하는노동시장상황에서대졸자와전문대졸자, 고졸자의임금격차가분명하고이후의노동경로가단절되었다는점, 그리고근로자를선택하는기업입장에서는선발이론이더설득력을갖는다는점에서학력이나대학서열요인을변화시킬수있는방안을모색할필요성이있다. 마지막으로교육, 고용, 복지의통합적접근이요구된다. 본연구를통해청년의노동

162 156 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 시장성과는개인이속한가구의소득과더불어개인의교육수준, 취업준비노력등에의해결정되는것을확인할수있었다. 이는청년층의경제적불안을해소하는데있어서교육, 고용, 복지를통합한접근이필요함을의미한다. 특히청년층을대상으로한교육과고용정책의연계는활발히이루어진것에비해, 복지정책과의연계는근로연계정책등제한적인수준에머물러있는것으로보인다. 빈곤아동에대한교육투자나근로빈곤층에대한조건부급여및직업훈련등의프로그램을청년층을대상으로확장해야할것이다. 본연구의한계와향후연구과제는다음과같다. 첫째, 패널자료의특성상표본에서탈락한사례가많다는점에서본연구의결과가 2004년고등학교 3학년코호트모집단을대표한다고보기어렵다. 둘째, 본연구에서사용한한국교육고용패널의최종조사시점은 2012년으로고등학교 3학년코호트가약 27세 ( 만25세 ) 가되는시점이다. 청년층의잦은일자리이동을고려할때본연구에서사용한노동시장성과변수는과소추정되었을가능성을배제할수없다. 취업과결혼시점이늦어짐에따라청년층의연령이 30대중반까지연장되고있다는점에서후속연구에서는 30세이상이되는시점을포괄하여연구를수행할필요성이있다. 셋째, 본연구에서소득계층에따른고용불안정수준의차이는확인되지않았는데, 이는청년층노동행태의복잡성을반영하지못했기때문이다. 청년층일자리이동의다양한유형과요인을반영한후속연구가필요하다. 마지막으로본연구에서소득계층은고등학교 3학년한시점에측정된가구소득으로구분하였으므로이후조사기간동안에는소득계층의계층간이동이크지않다는가정이전제되어야한다. 따라서본연구의결과는잠정적임을밝힌다. 그럼에도불구하고본연구는청년의노동시장성과를첫일자리의이행, 고용불안정, 임금수준으로다면적으로측정하여, 이러한노동시장성과가가구소득계층별로차이가나타나는지를확인하였다는점에서최근청년층의경제적불안을완화하기위한정책마련에기여할수있을것으로보인다.

163 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 157 참고문헌 김민경 류지영 (2011). 대학졸업자의취업에영향을미치는요인분석, 제6회한국교육고용패널학술대회발표자료 ( 미간행 ), 한국직업능력개발원. 김수정 (2010). 청년층의빈곤과이행의곤란, 사회보장연구, 제26권제3호, 49~72쪽. 김안국 신동준 (2007). 노동시장: 고졸청년의노동시장이행과취업실태, 산업노동연구, 제13권제2호, 125~147쪽, 한국산업노동학회. 김위정 김왕배 (2007). 세대간빈곤이행과영향요인에관한연구, 한국사회학, 제41 권제6호, 1~36쪽, 한국사회학회. 남재량 김세용 (2013). 우리나라청년니트 (NEET) 의특징및노동시장성과연구, 한국노동연구원. 박천수 (2009). 대학생의해외어학연수가노동시장이행에미치는영향에관한연구, 고용직업능력개발연구, 제12권제1호, 117~139쪽, 한국직업능력개발원. (2014). 최근청년층의중임금과실제임금결정요인연구, 제9회한국교육고용패널학술대회발표자료 ( 미간행 ), 한국직업능력개발원. 변금선 (2012). 청년층의근로빈곤요인에대한연구- 고용불안정과고용상태가빈곤이행에미치는영향을중심으로, 한국사회복지학, 제64권제3호, 257~280쪽, 한국사회복지학회. (2013). 청소년기빈곤이청년기노동시장성취에미치는영향에대한연구, 사회복지정책, 제40권제4호, 345~373쪽, 한국사회복지정책학회. 성재민 정성미 (2012) KLI 비정규직노동통계, 한국노동연구원. 성효용 김민경 (2003). 여성의미취업탈출요인에대한연구 : 성별비교를중심으로, 여성연구, 제65호, 117~148쪽, 한국여성정책연구원. 안주엽 홍서연 (2002). 청년층의첫일자리진입 : 경제위기전후의비교, 노동경제논집, 제25권제1호, 47~74 쪽, 한국노동경제학회.

164 158 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 은기수 박건 권영인 정수남 (2011). 청년기에서성인기로의이행과정연구 Ⅱ- 취약위기계층청년의성인기이행에관한연구, 한국청소년개발원. 이규용 김용현 (2003). 대졸청년층의노동시장성과결정요인, 노동정책연구, 제3 권제2호, 69~93 쪽, 한국노동연구원. 이병희 (2002). 노동시장이행초기경험의지속성에관한연구, 노동정책연구, 제2 권제1호, 1~18쪽, 한국노동연구원. (2011). 청년고용문제눈높이때문인가?, 산업노동연구, 제17권제1호, 71~ 94쪽, 한국산업노동학회. 이상은 (2008). 한국에서의빈곤의세대간이전, 한국사회복지학, 제60권제2호, 53~ 76쪽, 한국사회복지학회. 임병인 김성태 김명규 (2012). 우리나라청년층의노동시장진입결정요인분석, 제8 회한국교육고용패널학술대회발표자료 ( 미간행 ), 한국직업능력개발원. 전재식 (2002). 청년층실업과정책과제, 직업과인력개발, 제5권제1호, 1~9쪽, 한국직업능력개발원. 정미나 임영식 (2010). 대졸청년층의노동시장진입관련변인에대한경로분석, 진로교육연구, 제23권제2호, 135~152쪽, 한국진로교육학회. 정지선 이수정 신정철 (2011). 대졸청년층의구직과정및취업의질적수준분석 : 전공계열별차이를중심으로, 고용직업능력개발연구, 제14권제3호, 53~78 쪽, 한국직업능력개발원. 조우현 (1995). 청년층노동자의고용문제와실업확률의결정요인분석, 노동경제논집, 제18권제1호, 107~128쪽, 한국노동경제학회. 채창균 김태기 (2009). 대졸청년층의취업성과결정요인분석, 직업교육연구, 제 28권제2호, 89~107쪽, 한국직업교육학회. 천영민 (2012). 대졸자의첫일자리이행실태및영향요인, 고용과직업연구, 제6권제2호, 1~26 쪽, 한국고용정보원. 최지은 홍기석 (2011). 우리나라의세대간소득이동성분석 : 아버지와아들을중심으로, 사회보장연구, 제27권, 143~163쪽, 한국사회보장학회. 황여정 백병부 (2008). 대졸청년층의노동시장성과결정요인, 고용직업능력개발연

165 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 159 구, 제11권제2호, 1~23쪽, 한국직업능력개발원. Becker, G. S., & Thomes, N.(1986). Human capital & Rise & fall of families, Journal of Labor Economics, Vol.4 No.3, pp. 1~39. Corcoran, M., Gordon, R., Laren, D., & Solon, G., (1992). The association between men s economic status and their family and community origins, The Journal of Human Resources, Vol.7 No.4, pp. 575~601. Danziger, S., & Ratner, D.(2010). Labor market outcomes and the transition to adulthood, The Future of Children, Vol.20 No.1, pp. 133~158. Duncan, G. J., & Brooks-Gunn, J.(1997). Consequences of Growing Up Poor, New York: Russell Sage Foundation. Duncan, G. J., Ziol-Guest, K. M., & Kalill, A.(2010). Early-childhood poverty and adult attainment, behavior, and health, Child Development, Vol.81 No.1, pp. 306~325. Furstenberg, F. F., Rumbaut, R. G., & Settersten, R. A. (2005). On the frontier of adulthood: emerging themes and new directions, in Settersten R. A. Jr., Furstenberg, F. F., & Rumbaut, R. A.(eds.), On the Frontier of Adulthood. Theory, Research and Public Policy, IL: Univ. Chicago Press. Hill, M. S., & Duncan, G. J.(1987). Parental family income and the socioeconomic attainment of children, Social Science Research, Vol.16, pp. 39~73. Neal, D.(1998). The complexity of job mobility among young men (No. w6662), National Bureau of Economic Research. Rosenbaum, J. E., Kariya, T., Settersten, R., & Maier, T. (1990). Market and network theories of the transition from high school to work: Their application to industrialized societies, Annual Review of Sociology, Vol.16, pp. 263~299. Shanahan, M. J. (2000). Pathways to adulthood in changing societies: Variability and mechanisms in life course perspective, Annual Review of Sociology, Vol.26, pp. 667~692.

166 160 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Abstract The Labor Market Outcomes in Young Adulthood by Income Class Byun Geumsun This study aimed to estimate the differences among labor market achievements during young adulthood (ages about 27) by their income class at the age of 17. This study analyzed the Korea Education and Employment Panel(KEEP) using survival analysis and Heckman s sample selection model. Main findings are as follows: First, young adults who were in the highest income class had longer period of school to work transition and higher wages compared to the lowest income class. Second, young adult who had a vocational training experience or a certification had more probability to get a first job after being graduated or dropped out of school. Third, young adult who graduated from university or had an overseas training experience had higher wages. Based on these findings, this study suggests that young adult policies have to concentrate on welfare services for the job ability of young adults who have been grown up in poor families as well as on improving educational attainment. Key words : KEEP, Young Adulthood, Labor Market Outcomes, Labor Market Transition

167 가구소득계층에따른청년노동시장성과의차이 : 취업이행기간및임금수준을중심으로 ( 변금선 ) 161 < 부록 > 임금수준및저임금근로의소득계층별차이 소득분위 (1 분위 ) B 임금수준 저임금근로 고졸자대졸자고졸자대졸자 표준오차 B 표준오차 B 표준오차 B 표준오차 2 분위 분위 # 분위 * * 분위 *** *.184 성별남성.190* ** **.110 대학수준 ( 전문대졸 ) 비수도권사립대 비수도권국립대 *.174 수도권국립대및사립대.099# **.179 자격증있음 직업훈련경험있음 해외연수경험있음 # **.197 현일자리지속기간.004** *** **.003 상수 -.656*** ** 람다 ( λ) Wald Chi-Square 20.51* 31.64** 28.10*** 50.76*** Censored Obs N 주 : 표준오차는 Robust S.E 임. #, *, **, *** 는각각.10,.05,.01,.001 수준에서유의함.

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169 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 163 雇傭職業能力開發硏究第 18 卷 (1), , pp c 韓國職業能力開發院 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -* 이상준 ** 김기흥 *** 이연구는향후양질의시간제일자리창출에기여할수있도록시간제일자리의고용유지와임금, 고용상태변화에따른능력개발효과분석을통해시간제일자리의정책적시사점을찾고자하는목적을가지고있다. 이를위해한국여성정책연구원의여성가족패널조사 2차와 3차년도자료를활용하여횡단면자료와패널자료로구성하고횡단면로짓, 패널임의효과및고정효과회귀식과패널로짓, 그리고분위이중차감법을활용하여시간제일자리와전일제일자리간의훈련효과및정규직전환과유지, 그리고고용상태변화를분석하였다. 연구결과상대적인임금상승에는훈련효과가있었으나전체적으로고용유지, 정규직전환가능성, 절대적임금측면에서시간제일자리의장점은없었으며, 훈련효과또한존재하지않아자발적인정규직시간제일자리확대와이를통한고용률 70% 를달성하기위해서는다양한제도적보완장치가필요할것으로보인다. 1)2) - 주제어 : 여성시간제일자리, 고용유지, 훈련효과, 분위회귀이중차감 투고일 : 2015 년 01 월 27 일, 심사일 : 02 월 02 일, 게재확정일 : 2015 년 02 월 16 일 *** 본연구는한국연구재단 2013 년 SSK 사업창조경제와일자리창출분야장기아젠다의 하이컨셉, 문화기술, 정보통신기술및창조계급을통한창조경제성장동력과새로운일자리창출모형연계 - 구축과추진전략 연구과제 (2013S1A3A ) 의지원으로작성된것임. *** 제 1 저자, 한국직업능력개발원연구위원 (sjlee@krivet.re.kr) *** 교신저자, 경기대학교경제학과교수, 국회입법조사처 (sghkim@hanmail.net)

170 164 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅰ. 서론 정부의고용률 70% 정책을달성하기위해현재우리사회는시간제일자리에대한논의가활발하다. 시간제일자리에대한논의는이전부터있어왔지만최근처럼폭발적인사회적이슈가된것은처음으로보인다. 현박근혜정부가주장하는시간제일자리는정규직근로자와차별없는근로조건 ( 임금, 승진, 교육훈련, 휴가등 ) 을보장하면서, 다만근로시간을줄여고용자수를늘리는것이핵심이라할수있다. 즉, 쉽게말해일자리나누기를통한고용률 70% 창출을의미하는것이라하겠다. 따라서고용률증가를위한여성시간제일자리확대는그어느때보다중요해졌다해도과언이아니다. 그러나여성의시간제일자리는단순히고용률을높이기위한방편이라기보다는여성의육아와가정문제로인한자연스러운요구로볼필요도있다. 1) 즉정규직이거나전일제일자리만이모든경제활동참가자들이원하는바는아니라는것이다. 여성의시간제일자리제도가가장잘정착되었다고평가받는스웨덴에서도정책의수립및실행과정에서 1970년육아휴직과공공보육을축으로하는가족정책의영향이컸기때문이다 ( 김영미 ; 2011, p.297). 그러나아직우리나라에서시간제일자리는나쁜일자리로인식되고있다. 정규직의업무를시간으로나누는, 소위정규직같은시간제일자리가전무하기때문일것이다. 여성이경력단절을하지않으면서육아와가정, 그리고일을병행할수있는일자리가없기때문에여성들이종사할수있는분야는과거경력과단절된판매, 영업보조등의서비스직시간제일자리가대부분이다. 이러한사례는과거영국과독일의사례에서도볼수있다. 영국의시간제일자리의경우에는상대적으로나쁜일자리인저임금단순기술직, 승진이보장되지않는일자리에기혼여성을끌어들이는방법으로시간제일자리를활용함에따라고용률측면에서는긍정적결과를가져왔으나, 근로의질적인측면에서는부정적인결과를가져왔다고볼수있다 ( 우명숙 ; p.345). 독일도 HARZ 개혁이후소위미니잡이라고불리는비정규형태의시간제일자리창출로인한고용의질적하락이사회문제로대두되고 1) 이러한요구는 2012 년 여성가족패널조사 에서도시간제일자리선호이유로 아이를돌보기위해서 가 38.2%, 가사일때문에 가 19.8%, 건강등개인사정 이 18.0% 로나타나고있는것에서잘알수있다 ( 여성가족패널브리프, 2014, p.18).

171 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 165 있는것은널리알려진사실이다. 이러한외국의사례를통해알수있듯이, 현정부에서고용전문가들이걱정하는양질의시간제일자리확보, 정규직과동일한고용및근로조건을갖추는정책을마련하지않는다면과거에시행했던일자리나누기또는시간제일자리창출정책과그어떠한차별성을가져가기어려울것으로판단된다. 현재시간제근로는서비스부문에서압도적으로많이활용되고있으며, 서비스판매자, 단순노무종사자등상대적으로낮은숙련수준을요구하는부문이많다. 그러나최근들어관리자나전문가등상대적으로높은숙련수준을요구하는부문에서도적게나마시간제근로가늘어나는추세에있다 ( 박진희 윤정혜 ; 2012, p.2). 또한 15시간미만시간제일자리의경우는현행법상휴일과연차유급휴가, 사회보험을의무적으로가입하지않아도되기때문에이를악용한기업도등장하고있는상황이다. 따라서시간제일자리를통해고용률 70% 를달성하고, 여성의경제활동참가율을높이기위해서는양질의시간제일자리를많이발굴하여야할것이다. 그러나한가지고려해야할점은 양질의시간제가무엇인가? 라는것이다. 질좋은시간제일자리를정의하는것에는여러가지원칙이있을수있겠지만첫째로, 참여하는사람이자발적이어야하며둘째로, 자신의경력을단절하지않으면서가정과일을병행할수있어야할것이다. 마지막으로자신의업무에필요한능력개발을통해숙련을쌓고, 변화하는기술을좇아가면서고용이지속적으로유지되는일자리가질좋은시간제일자리라할수있을것이다. 박진희 윤정혜 (2012) 의조사를통해 반듯한시간제일자리 에종사하는근로자는 67.5% 가자발적으로시간제근로를선택하고있으며, 취업이유도 근로시간과임금등의근로조건에만족하여, 생활비등당장의수입이필요해서, 육아와가사의병행을위해, 안정적일자리이므로, 근무시간을탄력적으로조절할수있어서 등의답변이지배적임을알수있었다. 따라서임금은높지만고용이불안정하고, 훈련이나능력개발이없어자신의경력개발이어려운일자리는질이좋지않은시간제일자리라할수있을것이다. 시간제일자리와관련한선행연구를보면정연순외 (2012) 는 18 세이하의자녀를둔유배우자기혼여성임금근로자를대상으로전일제와시간제로구분하여일만족도에영향을미치는정도를분석하였다. 이연구의기본적인문제의식은시간제와전일제간의직업만족에대한차이가없다는기존메타분석연구결과를받아들이되, 전일제와시간제간의일만족에영향을미치는요인이어떠한것들이있는지를찾는연구이다. 근로자가이직을하는이유중하나는일만족도가낮은경우인데이연구에서는전일제취업모의경우본인소득이시간제보다일만족도에훨씬더영향을미치는것으로나타났고, 반면

172 166 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 에시간제일자리는본인소득이가정과일이대립되는상황에영향을미치고있는것으로나타났다. 따라서이는전일제근로자에게는높은소득을부여하여직무만족을높이고고용유지를할수있는유인책이될수있으나시간제근로자에게는임금이고용유지에큰영향을미치지않을수있음을보여주는것이라하겠다. 즉시간제일자리는임금보다는직무의만족감을높일수있는유인책이필요한것이다. 성지미 안주엽 (2007) 은시간제일자리에참여하며이일에대해만족하고있는지를실증적으로분석한연구이다. 한국노동패널자료를이용하였으며, 분석결과여성의경우자발적시간제근로참여가일자리만족도에유의한영향을미치고있는반면남성의경우에는그렇지않음을보여주고있다. 따라서시간제근로가전일제근로의대안이되기위해서는자발적참여를유인할수있는기제의필요성을제기한것이라할수있는논문이다. 김윤호외 (2012) 의연구는시간제근로의작동방식을심층적으로파악하기위해시간제근로로고용을창출한기업의심층사례를조사연구한논문이다. 시간제근로에대한종업원태도인자발성과산출물성과모호성을축으로하여네가지의유형을만들고, 각유형별로시간제선택이유, 시간제근로의긍정적효과, 시간제근로활용의장애요인, 어려움등을 10개기업의심층사례를통해분석하고, 네가지유형별로정책적대안을제시하고있다. 단시간근로를통한여성인력활용과관련한연구로는황수경 (2004) 연구가있다. 이연구보고서에서는단시간근로수요의특성과기업규모별, 산업직종별특성으로나누어분석하고있으며단시간근로의고용의질을살펴보고있다. 또한기혼여성의노동공급관점에서단시간근로의활용현황과이론적검토를보여준보고서라할수있다. 정책적함의로가정과육아로인해노동시장밖에있는기혼여성을경제활동인구로유입하기위해서는이들기혼여성의노동공급을유인할제도적마련과단시간근로를활성화시킬수있는각종보호제도마련및단순히저임금과노동유연화를위한단시간근로활용에서벗어난인사관리와노사관행변화등의필요성을제기하고있다. 이에이연구에서는비록현재의시간제일자리가질좋은일자리가아닐지라도향후양질의시간제일자리창출에기여할수있도록, 현시간제일자리의고용유지와임금, 고용상태변화에능력개발, 훈련이미치는영향을분석하고자한다. 왜냐하면여성의지속적인경력유지와개발을위해서는훈련또는능력개발이필수적이기때문이다. 이연구는위에서제시한분석을통해자발적이고양질의시간제일자리발굴하고이를위한정책적지원마련을위한시사점을도출하는데그목적이있다. 이를위해본연구에서는다

173 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 167 음과같은연구방법을채택하였다. 여성시간제일자리근로자의고용유지와정규직전환여부를확인하기위해서로짓분석을사용하였고, 임금의 B-A 분석을위해일반적인 Pooling OLS 외에패널고정효과와임의효과추정방법을적용하였다. 또한시간제일자리여성의고용상태변화를동태적으로보기위해패널로짓모형을추정하였으며, 끝으로훈련유무와시간변화에따른임금효과를살펴보기위하여이중차감법방식을사용하였다. 위와같은연구분석을활용하여여성의시간제근로가노동시장에서갖는유의미한결과를도출하지못할지라도, 시간제근로의다양한성과를분석하고이를통해현우리나라의시간제일자리의본질을보여줄수있다면그것만으로도이연구의의의는충분하다고판단된다. 이에본연구는한국여성정책연구원의 여성가족패널조사 의원자료를이용하여여성의전일제와시간제에따른훈련의효과를분석하고자한다. 본논문은총 4장으로구성되어있다. 먼저 2장에서는이연구에서사용한자료의특징과분석에사용한변수, 그리고연구방법을설명한다. 3장에서는실증결과를서술하고마지막장에서는정책적함의를도출하고자한다. Ⅱ. 자료와연구방법 이연구에서사용한자료는한국여성정책연구원의여성가족패널조사의 2차년도와 3차년도자료이다. 2) 뒤에서보게될횡단면자료는 2차년도에임금근로자로일하고있는여성중 3차년도에도임금근로자로일하는여성의임금과고용상태, 전일제여부, 고용유지변수를연결한자료이며패널분석은 2차년도에서활용한독립변수와동일한것을연결한자료이다. 사용한독립변수중직무만족도, 직장이가정에부정적으로미치는 2) 시간제일자리정책분석을하기위한자료는한국노동패널외에기업패널자료등을이용할수있다. 그러나이들자료가우리나라전체노동시장을잘설명할수있는자료이긴하지만여성이라는표본수확보와여성에게만있을수있는근로조건등을파악하기위해서는본자료가가장적합한자료라고판단하였기때문이다. 다만시간제일자리의정규직전환이나근로조건의향상을근로자개인이노력한다고될수있는문제라기보다는노동수요자인기업의결정과선택에의해이루어지는만큼기업의의사결정구조를반영하지못하는자료상의한계는존재한다고할수있다.

174 168 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 요인과, 반대로가정의일이직장일에부정적으로미치는요인의경우에는 5점척도를합산하여음의수가없는표준점수로환원하였다. 따라서점수가높을수록직무만족이낮아지는것이며일과가정에부정적인영향을, 가정이일에미치는요인이부정적인것이다. 3) 위와같은변수를포함한것은기혼여성의취업동기에직장과가정간의갈등과직무만족이나경력개발몰입에부정적인영향, 삶의만족이영향을미치기때문이다 ( 박경환 ; 2010, p.899). 따라서기업의입장에서는직장과가족간의갈등을줄이기위해취업동기의외재적동기를부여하는인적자원관리가필요할것이다 ( 김영예 ; 2007, p.158). < 표 1> 기초통계량 변수명 전체 (N=1,114) 전일제 (N=926) 시간제 (N=188) 평균표준편차평균표준편차평균표준편차 연령 학력연수 훈련여부 결혼유무 직무만족도 일 가정 가정 일 주당평균근로시간 t기월평균로그임금 * t+1기월평균로그임금 (T+1)-T로그임금 부서또는팀내여성근로자수 차년도직장유지여부 정규직여부 전일제 =1시간제 = 민간개인회사 공공, 외국계, 정부, 지자체, 국공립 사립학교, 종교, 복지기타 인미만 ) 일부문항의경우질문의방향이동일하지않은경우가있는데이는척도의점수를바꾸어계산하였다. 예를들면가정생활이일에미치는영향중 식구들이내가하는일을인정해주어일을더열심히하게된다. 라는물음에 전혀그렇지않다 가 4 점인데우리는이를 1 점으로바꾸어계산하였다.

175 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 169 변수명 전체 (N=1,114) 전일제 (N=926) 시간제 (N=188) 평균표준편차평균표준편차평균표준편차 5 10인미만 인미만 인미만 인이상 광물제조 서비스 전문가 판매서비스 조립조작원 주 : *t 기의로그임금을월임금으로환산하면각각 만원, 만원, 63.5 만원임. ** 전일제중정규직은 583, 비정규직은 343 명, 시간제는정규직 27, 비정규직 161 명임. 본연구에서는인적자원관리의하나인훈련참여여부는정규교육을제외한취업이나능력개발을위한교육훈련으로정의하였다. 산업더미는광업과제조업을묶은것과서비스 3차산업두가지로나누었으며학력은학력연수로환산하였다. < 표 1> 은 2차년도자료를중심으로구성한횡단면자료의기초통계량이다. 2차년도와 3차년도일부변수를식별번호로매칭한전체관찰치수는 1,114 명으로이중전일제는 926명, 시간제는 188 명이다. 시간제근로자중에서정규직으로근무하는사람의수는 14.4% 이다. 시간제일자리에참여하는여성의평균연령은 43.9 세로전일제근무자보다평균 5세가량높은것을볼수있다. 결혼유무는시간제가 91.5%, 전일제는 75.1% 로확연한차이를보여주고있으며, 학력은전일제가약간높게나타났고전일제에서훈련을경험한사람의비율은 13.6%, 시간제에서는 10.1% 로나타났다. 직무만족도에대한불만은시간제가전일제보다다소높게나타나고있으며일이가정에미치는부정적인정도와가정이직장의일에미치는부정적인정도또한시간제일자리에서다소높게나타났다. 임금을보면근로시간이많은전일제가높게나타나지만 2 차년도와 3차년도로그임금변화를보면, 전일제는 하락하였으나시간제는 4.15 에서 4.36 으로 0.21 가량상승, 전일제에비해상대적으로높은상승을보여주고있어, 뒤에서이에대한자세한실증분석이요구된다하겠다. 여성근로자가일하는작업장의특성을보여주는것이부서또는팀내작업장의여성근로자의수인데, 이것이하나의대리변수가될수있을것이다. 이를보면전일제는평균 19.3 명이근무하고있으며시간제근로자

176 170 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 가일하는작업장의여성평균근로자수는 15.5 명으로평균 4명정도적은것을알수있다. 1차년도작업장의고용유지여부를보면전일제와시간제간의차이가없는것을알수있다. 이는여성노동시장에서고용유지가결국근로시간과는독립적또는배타적인관계가될수있음을보여주는것이라하겠다. 시간제근로자가주로일하는기업형태는민간기업이가장많았고서비스산업의종사자비율이높은것을볼수있었으며, 마지막으로직종에서는판매서비스, 조립조작원에서비율이높은것을알수있다. 이러한시간제일자리의인적특성은기존연구들에서조사한결과와유사한패턴을보여주고있었다. 한편본논문에서사용하는연구방법은크게횡단면분석과패널분석으로나누어진다. 먼저횡단면에서는시간제일자리의고용유지와정규직전환가능성을보기위해로짓분석을활용하였다. 이때고용유지는 2차년도일자리유지여부를종속변수로보았으며정규직전환여부는 3차년도정규직전환여부를종속변수로보았다. 또한 B-A 분석은훈련이전과이후의임금변화에미치는요인을분석하는데사용하였다. 패널분석에서사용한분석방법은다음과같다. 먼저 POOLING 회귀식, 고정효과, 임의효과모형을통해임금에미치는여러요인을분석하였다. 4) 또한횡단면에서분석한전일제와시간제의정규직유지와전환여부를보기위해패널로짓을고정효과와임의효과로분석하였다. 이와함께 CHAMBERLIN 의 CONDITIONAL 고정효과모형을추정하였으나우도함수에서수렴이되지않아앞의패널로짓분석과달리정규직여부종속변수를 2차년도와 3차년도상태가변화된것만을대상으로임의효과모형으로추정하였으며, 기본적인우도함수모형은다음과같다. 여기서 y 는종속변수, x 는독립변수, k 는 i 번째관찰자그룹의관찰치수로 i 번째관찰 자번째종속변수의값을의미한다. 이때종속변수의값이 0 과 1 을갖는의미 로 - 즉 - 사용하고 f 의함수는아래와같이구성할수있다. 4) 패널로짓이나분위이중차감법은전년도의훈련이고용상태변화와임금변화에미치는영향을보고자 2 차년도훈련여부만을고려하였으나여기서훈련변수는다른분석자료와달리 2 차년도와 3 차년도훈련여부를따로집계하였다.

177 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 171 마지막분석방법으로분위회귀이중차감법 (QDID:Quantile Difference-in-Difference) 을사용하여훈련이전과이후, 시간제와전일제간의임금변화를분위별로분석하였다. 또한비정규직근로자만을대상으로전일제와시간제간의훈련으로인한임금변화를분석하였다. 먼저 DID 커넬매칭 (Difference-in difference Kernel Matching) 의식은아래와같다. 1 DID = ( Y1ti Y0 t ' i ) W ( i, j)( Y1tj Y0 t ' j ), n1 i I1 S p j I1 S p 여기서처리집단의결과물 (outcome) 을 이라하고비교집단의결과물을 라하며, 는비교집단의집합 은처리집단의집합, 는공통지역 (RCS: the region of common support) 으로처리집단과비교집단의성향점수가겹치는 (overlap) 지역을의미한다. I는처리집단, j는비교집단이며 0t는기준년도, 1t는차기년도를의미한다. < 표 2> 분석대상별분석내용과종속변수 자료구조분석내용종속변수분석집단구분 고용유지 1) 고용유지여부비정규직과정규직 횡단면분석 패널분석 비정규직근로자의정규직전환 2) 정규직전환여부비정규직 before-after 분석 3) 임금변화 ( 차이 ) 전일제와시간제 패널회귀식분석 4) 임금전일제와시간제 고용상태변화 5) 고용상태변화 : 정규직유지, 정규직전환 패널분위회귀이중차감분석 6) 임금변화 ( 차이 ) 비정규직 고용상태에변화가있는표본만대상 끝으로분석을위한방정식독립변수는연령, 학력과같은인적특성과사업장의일반적특성외에일이가정에미치는영향, 반대로가정이일에미치는영향, 부서및팀내여성근로자수, 1차년도직장유지여부를모든분석에서동일하게사용하였다. 이렇게사용할경우종속변수의특성에따른요인을반영하지못하다는단점을가질수있으나

178 172 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 독립변수사용관점에서볼때, 독립변수의특징이속변수에미치는요인을서로비교할수있다는장점이있다하겠다. Ⅲ. 실증결과 1. 횡단면분석 횡단면분석에서는시간제일자리와고용유지를비정규직과정규직으로나누어분석하고비정규직에서정규직으로의전환가능성을분석한다. 5) 여기서훈련이미치는영향을함께살펴보고훈련이전과이후의임금변화를 B-A 분석을통해살펴본다. 가. 고용유지 시간제일자리의고용유지가능성은여성근로자뿐만아니라남성근로자까지자발적으로시간제근로에참여하게함으로써시간제일자리정책을확대할수있는상당한동기가될수있다. 근로시간이짧기때문에임금의크기는전일제에비해노동공급을결정하는유인이되지는못하지만, 지속적인고용유지또는고용안정은여성의경력단절을막고가정과육아문제를해결할수있는유인이될수있기때문이다. < 표 3> 2차년도고용유지여부로짓분석 비정규 정규 계수 S.E T P 계수 S.E T P 연령 학력연수 결혼유무 직무만족도 ) 엄밀한분석이되기위해서는정규직시간제근로자와비정규직시간제근로자로나누어분석해야마땅하나앞에서보았듯이정규직시간제근로자의수가너무적은관계로전일제, 시간제더미변수로대체하여분석을하였다.

179 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 173 비정규 정규 계수 S.E T P 계수 S.E T P 일 가정 가정 일 주당평균근로시간 부서또는팀내여성근로자수 차년도직장유지여부 전일제 =1시간제 = 민간개인회사 사립학교, 종교, 복지기타 인미만 인미만 인미만 인이상 서비스 전문가 조립조작원 훈련여부 상수항 관찰치수 주 : 기준변수로는결혼여부는기혼자, 기업형태는공공기관및외국계 ( 지자체, 국공립 ), 사업장규모는 인, 산업은제조업, 직종은판매서비스로이하의표에서도동일 이러한가능성을보기위한것이아래의로짓분석결과이다. 로짓분석결과를비정규직과정규직으로나누어보면, 연령은정규직에서고용유지에유의하게나타나고있었으며학력은비정규나정규둘다유의미한영향을미치지않고있다. 결혼변수는기혼자가비정규직에서고용유지에영향을주는반면에정규직에서는미혼자가유의한영향을가지는정반대의결과를보여주고있다. 직무만족도는정규직에서만족도가높을수록유의미한결과를보여주고있으며, 일이가정에부정적인영향을미치는경우 10% 유의수준에서영향을주고있다. 1차년도와 2차년도에동일사업장에서고용유지변수는비정규직의고용유지에만영향을줄뿐정규직에서는무관한요인으로나타나고있으며, 전일제여부는고용유지에있어서정규직이나비정규직모두에서유의미한영향을미치지않는것으로나타났다. 한편훈련여부또한정규직, 비정규직모두에서전년도사업장에서고용유지를하는데전혀영향을미치지않고있음을알수있다.

180 174 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 나. 비정규직시간제근로자의정규직전환 시간제근로라고해서무조건비정규직으로존재하는것은아니다. 앞의기초통계량에서보았듯이시간제일자리중 14.4%, 약 30명가량이정규직이면서시간제일자리를하는것으로나타났다. 따라서비정규직의시간제일자리에서고용이안정된정규직일자리로의전환가능성은자발적시간제근로를확대할수있는유인이될수있을것이다. 이러한가능성을보기위한분석이아래의표이다. 아래의표를통해알수있듯이불행하게도연령변수를제외하고는그어떤변수도비정규직근로자의정규직으로전환에영향을끼치지않고있다. 즉연령변수를제외한나머지변수를통한비정규직의정규직으로의전환가능성은전무후무한것을알수있다. 이러한결과는현재우리나라시간제일자리의특징을고스란히투영하는것이라하겠다. 즉고용비용의절감과노동유연성강화차원에서의비정규직시간제일자리선호와확대는고용률 70% 달성을위한여성의시간제일자리유인에아무런영향을미치지않는다는것이다. 앞의고용유지는 1년간의고용유지를살펴본것이지만비정규직상태에서 2 3 년이지나면이마저도어려울수있다는것이다. 이는아무리비정규직시간제일자리에근무하는근로자에게각종훈련을지원하여도질높은고용상태로의변화에아무런영향을미치지않을수있음을보여주는것이다. < 표 4> 비정규근로자의정규직전환로짓분석 계수 표준오차 T P-VALUE 연령 학력연수 결혼유무 직무만족도 일 가정 가정 일 주당평균근로시간 부서또는팀내여성근로자수 차년도직장유지여부 전일제 =1시간제 = 민간개인회사 사립학교, 종교, 복지기타

181 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 175 계수 표준오차 T P-VALUE 5인미만 인미만 인미만 인이상 서비스 전문가 조립조작원 훈련참여 상수항 관찰치수 504 다. Before-After(B-A) 분석 앞에서훈련참여가고용유지와비정규직의정규직전환에어떠한영향도미치지않고있음을확인하였다. 다음으로는훈련이다음년도임금에영향을미치는지를훈련이전과이후의임금변화로찾아보고자한다. 훈련이고용상태변화에는긍정적인기여를하지는못하였지만훈련이후임금에미치는요인이될경우, 일정정도시간제일자리확대에기여할가능성이높기때문이다. < 표 5> 에서전체적으로볼때, 가정에서발생하는일이자신의직무에부정적인영향을덜주는사람들일수록차기년도임금이더증가되는것으로나타났다. 또한 1차년도직장을유지하지않은사람들일수록차기년도임금상승폭이더큰것을알수있으며, 정규직보다는비정규직에서전일제보다시간제근로에서차기년도에임금상승폭이더크게나타나고있었다. 전체적으로비정규직근로자, 그리고시간제일자리에근무하는사람들이차기년도에임금상승이더크게나타나고있는데이는다른직장으로의이동을통해서자신의임금을높이는전략을가지고있기때문으로보인다. 이는훈련이임금에미치는영향력이음의값으로나타난것에서알수있다. 그러나전일제와시간제로나누어보면다소차이가있는결과를볼수있다. 전일제근로를하는사람의경우에는일과가정이대립되지않고마음편하게일할수있는사람의임금상승이차기년도에더큰것을알수있다. 또한전체분석과동일하게 1차년도직장을이직하고비정규직으로전일제에참여한사람들의차기년도임금상승이큰것을알수있다. 한편훈련에참여한전일제사람일수록차기년도임금에부정적인영향을미치고있으나시간제근로자의경우에는오히려훈련

182 176 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 참여자일수록차기년도임금상승에 27.4% 긍정적인유의한결과를보여주고있다. 이러한결과가훈련을통한시간제근로자의직접적인임금상승효과인지아니면훈련을받은사람이임금이높은직장으로의노동이동을통해간접적으로이루어지는것인지는불분명하다. 또한상대적으로임금이낮은시간제근로자의경우약간만의임금상승만있어도임금효과가나타날수있는노동시장의조건때문일수도있다. 이러한결과는뒤의이중차감분석에서자세하게다루고자한다. 한편이외에시간제근로자의차기년도임금상승에영향을미치는요인으로는주당평균근로시간으로같은시간제일자리라하더라도근로시간이낮을수록임금상승폭이더크게나타나고있다. 또한훈련여부와전일제여부를교호항으로추가한추정식을보면앞의결과와동일하게훈련은긍정적이지만전일제에게는오히려임금에부정적인것을알수있다. < 표 5> B-A 분석 전체전일제시간제교호항 계수 S.E T P 계수 S.E T P 계수 S.E T P 계수 S.E T P 연령 학력연수 결혼유무 직무만족도 일 가정 가정 일 주당평균근로시간 부서또는팀내여성근로자수 1 차년도직장유지여부 정규직여부 전일제 =1 시간제 = 민간개인회사 사립학교, 종교, 복지기타 인미만 인미만 인미만 인이상

183 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 177 전체 전일제 시간제 교호항 계수 S.E T P 계수 S.E T P 계수 S.E T P 계수 S.E T P 서비스 전문가 조립조작원 훈련참여 훈련 * 전일제여부 상수항 관찰치수 1, ,098 Adj R-squared < 표 6> POOLING 회귀분석을통한근로유형별임금에미치는요인 전체 전일제 시간제 교호항 계수 S.E T P 계수 S.E T P 계수 S.E T P 계수 S.E T P 연령 학력연수 결혼유무 직무만족도 일 가정 가정 일 주당평균근로시간 정규직여부 전일제 =1 시간제 = 민간개인회사 사립학교, 종교, 복지기타 인미만 인미만 인미만 인이상 서비스 전문가 조립조작원 훈련여부 훈련 * 전일제여부 상수항 Adj R-squared

184 178 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 2. 패널분석 이하의패널분석은임금에미치는요인과특히훈련이임금에미치는요인을분석하고고용상태변화에전일제여부와훈련이미치는요인을분석한다. 또한분위별이중차감법을사용하여훈련의효과를분석하고이를통해시간제일자리의확대방안을모색하고자한다. 가. 패널회귀식분석 2차년도와 3차년도를연결한패널자료를통해임금의크기에영향을미치는요인을보자. 전체를대상으로할때학력이높을수록임금에정의영향을주고있으며직무만족이긍정적일수록그리고일과가정이대립적일수록, 근로시간이길수록임금에정의영향을미치고있다. 또한정규직이면서전일제인근로자가임금을많이받고있으며, 훈련을한사람들이훈련을하지않은사람에비해임금을더받는것을알수있다. 전일제근로자만을보면전체분석결과와유사한요인들이임금에정의영향을미치고있는것을알수있다. 전일제의경우미혼여성이기혼여성에비해임금에유의한영향을미치고있으나시간제근로자는결혼유무변수가임금에는유의하지않은변수임을보여주고있다. 또한전일제에서훈련을받은사람들이훈련을받지않은사람에비해임금크기에정의영향을끼치고있다. 시간제근로자의경우를보면다른것은전일제와유사한반면에훈련이임금에미치는요인은유의하지않은것으로나타나고있다. 즉시간제근로자에게훈련은임금에크게중요하지않다는것을보여주고있어, 시간제근로확대를위해서라도훈련을통한임금상승기여가능성을높이는제도적보완장치마련이필요하다하겠다. 임금에미치는요인을고정효과와임의효과두가지방법을통해추정한결과를보자. 먼저전일제의임의효과모형의경우학력연수와결혼유무는임금에정의영향을유의적으로미치고있다.

185 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 179 < 표 7> 패널임의효과와고정효과모형추정결과 전일제 시간제 random-effect fixed-effect random-effect fixed-effect 계수 S.E T P 계수 S.E T P 계수 S.E T P 계수 S.E T P 연령 학력연수 결혼유무 직무만족도 일 가정 가정 일 주당평균근로시간 정규직여부 민간개인회사 사립학교, 종교, 복지기타 인미만 인미만 인미만 인이상 서비스 전문가 조립조작원 훈련여부 상수항 관찰치수 R-sq: 일과가정이대립되고근로시간이많은정규직근로자의경우임금을많이받는것을알수있다. 또한훈련변수는임금에 28.3% 나영향을미치고있다. 시간제근로자의임의효과모형에서는학력연수와근로시간정규직시간제근로자가임금크기에영향을미치고있을뿐훈련이임금에미치는영향은유의하지않음을알수있다. 전일제의고정효과모형에서도학력연수와직무만족도, 일 가정대립상황주당근로시간과정규직변수가임금에영향을미치고있으며훈련또한임의효과와동일하게임금에영향을미치고있음을알수있다. 시간제근로자의고정효과모형에서도학력연수를비롯하여시간제임의효과모형과유사한경향을보여주고있다.

186 180 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 나. 고용상태변화 여기서는전년도정규비정규직의고용상태와차기년도고용상태에대한패널분석을실시하였다. 분석에는임의효과모형과고정효과모형두가지방식을사용하였으나후자인 Chamberlin 의고정효과모형의경우불행히도수렴과정에실패하여추정식을얻지못하였다. 따라서 Chamberlin 의방식을임의효과모형에적용하기위해서는고용상태변화가전년도와차기년도가다른사람만을패널자료로묶어서추정하였다. 이분석을통해차기년도정규직에영향을미치는요인과고용상태변화에어떠한요인이존재하는지를살펴보도록한다. 차기년도정규직유지또는전환에영향을주는요인으로연령이낮을수록정규직가능성이높으며학력은높을수록정규직가능성이높은것을알수있다. 또한직무만족이긍정적일수록정규직전환가능성이높았다. 그리고일과가정의대립이나가정과일의대립상황은고용상태변화에영향을미치지않는것을알수있다. 근로시간이긴전일제근로자들에게서유의한영향을보여주고있다. 그러나훈련이정규직유지또는전환에영향을미치지않고있다. 한편고용상태가변화된사람만을대상으로보면직무만족도가긍정적인사람일수록전일에근로를한사람일수록고용상태가변화되고있다. < 표 8> 패널로짓추정결과 임의효과모형 상태변화임의효과 계수 S.E T P 계수 S.E T P 연령 학력연수 결혼유무 직무만족도 일 가정 가정 일 주당평균근로시간 전일제 =1시간제 = 훈련여부 상수항 산업 YES YES 직종 YES YES

187 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 181 임의효과모형 상태변화임의효과 계수 S.E T P 계수 S.E T P 기업형태 YES YES 관찰치수 2, 전년도비정규직에서차기년도에정규직전환은시간제근로보다전일제근로가더유리하다는것을말해주는것이라하겠다. 이는향후시간제일자리의자발적참여와정규직시간제일자리확보차원에서비정규직에서정규직으로의전환에있어시간제일자리근로자와전일제근로자를차별해서는안되며, 이를방지하기위한제도적장치및지원책마련이필요하다하겠다. 다. 패널분위회귀이중차감분석 이하에서는훈련유무와차기년도임금상승과의관계를분석하고이를전일제와시간제로나누어살펴본다. 또한 2차년도비정규직근로자를대상으로훈련과차기년도임금변화와의관계를살펴본다. 정규직은관찰치수의부족으로분석에서제외하였다. 전체를대상으로한분석을보면훈련을받은사람이받지않은사람에비해 1년후임금상승이적은것을알수있다. < 표 9> 를보면훈련을받은사람의임금이훈련을받지않은비교집단에비해절대적임금이많지만차기년도임금상승폭은적은반면에, 비교집단의 2차년도임금은적지만 3차년도임금상승폭이크게나타나 D-D 효과가적게나타나고있다. 즉임금이높은사람일수록훈련을받을가능성이높지만이들의임금에대한훈련의효과는그다지크지않다. 이는앞의 B-A 분석에서훈련을안받은사람일수록유의미한결과를보여준것과일맥상통한다. 이러한현상은시간제또는전일제에서비정규직으로일하는근로자가훈련보다는다른직장으로의이직을통해자신의임금수준을높이는전략적행위가일어날경우발생할수있을것이다. 이를분위별로볼때임금의어떤분위에서유의한결과를보여줄까? < 표 9> 에서보면 90% 분위에서임금이높은사람일수록훈련을받지않은사람이훈련을받은사람보다임금상승이더크게나타나고있다.

188 182 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 < 표 9> QDID 추정결과 전체 T기 T+1 기 비교 (C) 처리 (T) T-C 비교 (C) 처리 (T) T-C D-I-D logwage Std. Error t P>t % 비교 (C) 처리 (T) T-C 비교 (C) 처리 (T) T-C D-I-D logwage Std. Error t P>t % 비교 (C) 처리 (T) T-C 비교 (C) 처리 (T) T-C D-I-D logwage Std. Error t P>t % 비교 (C) 처리 (T) T-C 비교 (C) 처리 (T) T-C D-I-D logwage Std. Error t P>t % 비교 (C) 처리 (T) T-C 비교 (C) 처리 (T) T-C D-I-D logwage Std. Error t P>t 전일제와시간제로나누어분석하면최종 D-D 결과만을보았을때, 전일제근로자전체의훈련을받지않은집단의임금상승폭이크게나타나고있으며분위로는 75% 와

189 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) % 분위에서두드러진임금상승폭을가지고있음을알수있다. 그러나시간제에서는훈련의효과가어느분위에서도나타나지않고있음을알수있다. < 표 10> 전일제와시간제 QDID D-D 로그임금 표준오차 t-값 P>t 전체 % 전일제 50% % % 전체 % 시간제 50% % % 비정규직만을대상으로한분위별 D-D 분석을보면전일제의경우그어떤분위에서도통계적으로유의미한결과를보여주지못하고있으며다만시간제근로자의경우상대적으로높은 90% 임금대에서유의한훈련의효과가유의미한정의효과를보여주고있다. < 표 11> 비정규직전일제와시간제 QDID 비정규직분위회귀 D-D 로그임금 표준오차 t-값 P>t 전체 % 전일제 50% % % 전체 % 시간제 50% % %

190 184 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅳ. 결론 이연구는시간제일자리확대를위해우리가시간제근로에대해아직분석해보지못하였거나살펴보지못한부분에대한분석을목적으로하고있다. 개별사안에대한분석이이전연구들에서다루어진적은있으나, 본연구와같이시간제근로에대한종합적인분석을통해시간제일자리정책의다양한문제점을지적한연구는흔하지않다는점에서연구의의의가있다할수있다. 특히훈련이임금과정규직전환, 그리고전일제와시간제근로에따라고용유지및정규직전환가능성이있는지분석하고이를통해자발적인시간제확대를위한정책적시사점이무엇인지를파악하고자한논문이다. 먼저연구결과를정리하면다음과같다. 전일제여부는고용유지에정규직이나비정규직모두에서유의미한영향을미치지않았으며훈련여부또한정규직비정규직모두에서전년도사업장에서고용유지를하는데전혀영향을미치지않고있음을알수있었다. 비정규직의정규직전환에대한횡단면분석에서도연령변수를제외하고는그어떤변수도비정규직시간제일자리의근로자가정규직으로전환될가능성에영향을미치지못하였다. 이러한결과는노동비용의절감과노동유연성강화차원에서비정규직의시간제일자리선호와확대는고용률 70% 달성을위한여성의시간제일자리유인에아무런도움이되지않는다는것을보여주고있다. 또한비정규직의시간제일자리에근무하는근로자에게각종훈련을지원하여도질높은고용상태의변화에아무런영향을미치지않는다는것이다. 임금상승폭의개념인 B-A 분석을보면전반적으로비정규직이면서시간제일자리에근무하는사람들이차기년도에임금상승이더크게나타나고있는데이는다른직장으로의이동을통해서자신의임금을높이는전략을가지고있는것을볼수있다. 훈련에참여한전일제사람일수록차기년도임금에부정적인영향을미치고있으나시간제근로자의경우에는오히려훈련참여자일수록차기년도임금상승에 27.4% 긍정적인유의한결과를보여주고있었다. 따라서비정규직시간제근로자가훈련을받고임금을더주는직장으로이직하는것이임금상승에유리하다는것이다. 패널분석에서는전일제의경우미혼여성이기혼여성에비해임금에유의한영향을미치고있으나시간제근로자는결혼유무변수가임금에는유의하지않은변수임을보여

191 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 185 주고있다. 전일제에서훈련을받은사람들이훈련을받지않은사람에비해절대임금에서유의미한정의영향을끼치고있다. 시간제근로자의경우는전일제와유사한반면에훈련이임금에미치는요인은유의하지않은것으로나타나고있다. 즉시간제근로자에게훈련은임금에크게중요하지않다는것을보여주고있어시간제근로확대를위해서라도훈련을통한임금상승기여가능성을높이는제도적보완장치마련이필요하다하겠다. 고용상태변화에대한패널로짓분석에서훈련이정규직유지또는전환에영향을미치지않고있으며고용상태가변화된사람만을대상으로볼때직무만족도가긍정적인사람일수록전일제근로를한사람일수록고용상태가변화되고있었다. 또한 2차년도비정규직에서차기년도에정규직으로의전환은시간제근로보다전일제근로가더유리한데이는향후정규직시간제일자리확보차원에서, 그리고이를통한시간제일자리의자발적참여를위해서라도정규직전환에있어시간제일자리근로자와차별을해서는안될것이며, 여성경력단절을막을수있는제도, 지원책마련이필요함을보여주는것이라하겠다. 또한임금인상, 퇴직금산정, 호봉산정, 승진, 휴가, 교육훈련등에있어서시간제일자리에대한차별등에대한제도적보완장치가필요하다하겠다.

192 186 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 참고문헌 김영미 (2011). 스웨덴의시간제근로 : 유연성과성평등의긴장속공존, 산업노동연구, 제17권제1호, 쪽, 한국산업노동학회. 김영예 (2007). 기혼여성의직장-가정간의갈등과직무만족이경력만족에미치는영향에관한연구-취업동기조졸효과를중심으로, 직업능력개발연구, 제10권제2 호, 쪽, 한국직업능력개발원. 김윤호 성지미 박진명 우미혜 (2012). 시간제근로유형화와양질의시간제일자리에대한다수사례연구, 산업노동연구, 18권 2호, 쪽, 한국산업노동학회. 박경환 (2012). 기혼여성관리자의일가정관계가관리능력, 직무만족, 조직몰입, 그리고삶의만족에미치는영향, 대한경영학회지, 제25권제2호, 쪽, 대한경영학회. 박진희 윤정혜 (2012). 시간제근로현황과시사점, 고용동향브리프, 2012년 5월호, 한국고용정보원. 성지미 안주엽 (2007). 시간제근로에서자발성과일자리만족, 노동경제논집, 제30 권제1호, 쪽, 한국노동경제학회. 우명숙 (2011). 영국시간제근로 : 기혼여성의일에서보편적유연근로로의변화?, 산업노동연구, 제17권제1호, 쪽, 한국산업노동학회. 정영순 어윤경 임유진 (2012). 취업모일만족도에영향을미치는요인분석 : 전일제와시간제비교, 한국사회정책, 제19집제3호, 쪽, 한국사회정책학회. 황수경 (2004). 단시간근로와여성인력활용, 한국노동연구원. 한국여성정책연구원 (2014). 여성가족패널브리프, 2014 하반기 No.16, 18쪽, 한국여성정책연구원. Chamberlain(1980). Analysis of covariance with qualitative data, Review of Economic Studies 47, pp Francis, G.(2000). The impact Of company human resources polices on social skills:

193 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 187 Implications for training sponsorship, quit rates and efficiency wages, Scottish Journal Of Political Economy 47, pp Heckman, J., Ichimura, H. and Todd, P.(1997). Matching as an econometric evaluation estimator: Evidence from evaluating a job training programme, The Review of Economic Studies, 64, pp Lee M. J(2002). Panel Data Econometrics, CA: Academic Press. STATA(2012). STATA Base reference manual vol.1. Smith, J. and Todd, P.(2005). Does Matching Overcome Lalonde s Critique of Nonexperimental Estimators? Journal of Econometrics, 125, pp

194 188 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Abstract A Study on Training Effect and Continuous Employment of Jobs for Part Time Women Workers Lee Sang-Jun Kim-kiheung This paper has the purpose to find policy implication through analysis of training effect, career development, wage, and continuous employment for part time women workers. For the effect of job training for part time women in the Korea labor market. We adopted 2 and 3-wave panel data of Korean Longitudinal Survey of Women and Family gathered by KWDI (Korean women s development institute). Also, We apply Polling regression, fixed and random effect for panel Logit and regression, and quantile difference-in-difference (QDID) matching after structuring panel data and cross-section data each other. In the our empirical results, we conclude that it has the effect for training to increase wage of part time women, but has not merit to part time in terms of continuous employment, possibility of change into regular job, absolutely wage. Therefore, it seems that decision-maker need institutional complementary measures for part time women workers in firms to achieve the 70% of hiring rate and extension of voluntary part time jobs. Key word: Part Time Women Worker, Continuous Employment, Training Effect, Quantile Difference-In-Difference

195 시간제일자리의노동시장성과분석연구 - 여성근로자의고용유지와훈련을중심으로 -( 이상준 김기흥 ) 189 < 부표 > 매칭전후공변량평균차이 매칭전 매칭후 표준 bias 평균 평균 t 값 p t 값 p 처리 비교 처리 비교 매칭전 매칭후 연령 학력연수 결혼유무 직무만족도 일 가정 가정 일 주당평균근로시간 정규직여부 전일제 =1 시간제 = 민간개인회사 사립학교, 종교, 복지기타 인미만 인미만 인미만 인이상 서비스 전문가 조립조작원

196

197 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 ( 유재언 남효정 김재호 ) 191 雇傭職業能力開發硏究第 18 卷 (1), , pp c 韓國職業能力開發院 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 * 유재언 ** 남효정 *** 김재호 **** 본연구는대학진학과대졸취업과정에서우리나라청년세대의지역이동경향이어떠한지살펴보고, 고등학교와동일지역으로의대학진학및대졸취업에영향을미치는요인을밝혀내고자하는목적으로수행되었다. 연구대상은 2004년고등학교 3학년이었던대졸임금근로자 (2012 년기준 ) 738명이다. 한국교육고용패널 (KEEP) 1차년도 (2004년) 9 차년도 (2012년) 고등학교 3학년코호트조사자료를통해 GIS 지도화및이변량프로빗모형으로분석하였다. 주요연구결과는다음과같다. 고등학교소재도시규모, 고3시절원가족월평균소득, 대학교전공에따라고등학교와동일지역으로의대학진학여부에차이가났고, 이러한대학진학여부는고등학교동일지역으로대졸취업하는데도영향을미쳤다. 고등학교동일지역으로의대졸취업여부에는고등학교소재도시규모, 대학교소재도시규모, 대학교전공에따라서차이가났다. 4년제대학교와 2 3 년전문대학으로구분하여분석한결과, 인문계고등학교여부, 고3시절원가족월평균소득, 성별, 대학교소재도시규모가 4년제대학교졸업자에게만영향을미치는요인이었다. 인문계고등학교와전문계고등학교로구분한분석에서는고등학교소재도시규모, 고3시절원가족월평균소득, 대학교소재도시규모, 대학교유형, 대학교전공, 직장유형이인문계고등학교에서만영향력있는요인으로나타났다. - 주제어 : 지역이동, 대졸취업, 한국교육고용패널, 이변량프로빗모형 투고일 : 2014 년 09 월 29 일, 심사일 : 11 월 20 일, 게재확정일 : 2014 년 11 월 23 일 ** **** 본논문은 제 9 회한국교육고용패널학술대회발표논문 을수정 보완하여작성되었음. **** 제 1 저자, 아이오와주립대학교인간발달 가족학과박사과정 (jjagjjag@naver.com) *** 제 2 저자, 한국보건사회연구원연구원 (nhj3923@kihasa.re.kr) **** 제 3 저자 ( 교신저자 ), 한국보건사회연구원부연구위원 (ksud71@kihasa.re.kr)

198 192 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 Ⅰ. 서론 우리사회에서저출산 고령화현상이점차심화되고, 2012년 6월우리나라인구가 5천만명을돌파하면서인구에대한사회 경제적관심이증대되고있다. 인구는곧자원이자경쟁력 이라는인식이강해지면서미래인구문제에대한정책적대응이강화되고있는추세이다. 우리나라는수도인서울에만전체인구의약 1/4 이집중되어있을정도로지역간인구의불균형이심한편이다. 인구의불균형은인프라뿐만아니라교육, 재정, 산업등의불균형을초래할가능성으로이어져지역간인구균형은국가균형발전에중요한변수가된다. 시군구의행정통합역시인구수나인구이동등을반영한효율성증대를위한시도로볼수있다. 지역간인구균형은출산과사망에의해자연스럽게이루어지기도하지만, 인구이동을통해이루어지기도한다. 이에지방자치단체는인구유입을위한다양한정책에심혈을기울이며, 중앙정부는지역균형발전의일환으로행정수도건설또는정부청사의지방분산을진행중에있다. 지역의이동은단순히현재지리적인인구밀도분포를보여주는것을넘어향후인구모형예측의기능으로작용할수있다. < 표 1> 에서지난 10 년간성별및연령별인구이동의실태를살펴보면전반적으로 대청년층이동률이높은데그중에서도특히 25세이후의연령에서가장높은이동률을보였다. 이는생애주기상대학재학과취업, 결혼등이맞물려있는과도기임을증명해준다. 보다구체적으로과연어느지역으로의이동이이루어지는지시도 연령별순이동률을살펴보면 [ 그림 1] 과같다. 2013년한해동안경기, 인천, 세종은전연령층에서순유입이발생한반면, 서울은 20대만순유입이발생했다. 본연구의대상인 20대를보다자세히살펴보면전남, 전북, 대구, 경북등 11개시도에서순유출이발생했고, 세종, 서울, 경기, 인천등 6개시도에서순유입이발생했다. [ 그림 1] 을통해지역에따라연령별그래프의변화가상이하여인구이동이연령의영향을받음을알수있다.

199 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 ( 유재언 남효정 김재호 ) 193 < 표 1> 성및연령별이동률 (2003~2013) ( 단위 : 천명, 여자 1백명당남자, %, %p) 이동률 연령전년대비 남자여자성비증감 계 대 대 세 세 대 대 대 대 자료 : 통계청 ( ) 년국내인구이동통계. 보도자료. [ 그림 1] 시도연령별순이동률 (2013) 자료 : 통계청 ( ) 년국내인구이동통계. 보도자료. 한개인에게있어 20대후반의거주지는 30대이후혹은평생의터전을준비하게될수도있기에거주지이상의많은의미를내포한다. 나아가인구의유출입은그지역의성장잠재력을결정하기때문에중요한사회적가치를지닌다. 그렇다면 20대후반의청년층이지역을이동을하는데어떠한요인들이작용할까? 반대로지역의정주 ( 定住 ) 에는

200 194 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 또어떠한요인들이작용할까? 이에본연구는우리나라 1986년생고등학생들의대학진학으로인한이향과대졸취업으로인한귀향실태를살펴보고, 대학진학과대졸취업시이향및귀향에영향을미친요인이무엇인지규명하고자한다. 조사대상이되는연령층은현재 29세로 2005년에고등학교를졸업하고대학교에진학하여 2012년직장을다니고있는특성을지닌다. 본코호트에집중한이유는 7차교육과정의첫대상자로서격변한교육과정을겪었으며, 20 대후반으로서인생의많은과업을수행해야할중요한시기이기때문이다. 본연구에서는특히인문계와전문계고등학교, 4년제이상대학교와 2 3 년제전문대학출신간어떤차이가있는지살펴보고자한다. 일반적으로인문계고등학생들은졸업후대학을진학하지만전문계고등학교학생들의경우졸업후바로노동시장에진입하는경향을보이면서, 인문계고등학생들과전문계고등학생들은상이한생애궤적을보이게된다 ( 김경년, 2010). 2 3 년제전문대학졸업생도실용적인노동인력으로서산업단지등에취업할가능성이있다. 따라서분석대상자의학업 ( 고등학교 대학교 ) 특성이라는변수를반영하여인구이동의경향을살펴보아야하고, 대학지역선택과취업지역선택의상관관계를명시적으로고려하는이변량프로빗모형 (bivariate probit model) 을사용한다. 구체적인연구문제는다음과같다. 연구문제1) 2005년고졸자의대학진학과대졸취업시지역이동특성과이로인한시도별인구변동은어떠한가? 연구문제2) 고등학교와동일한지역으로의대학진학및대졸취업결정요인은무엇인가? 4 6 년제대학교와 2 3 년제전문대간, 인문계고등학교와전문계고등학교간결정요인의차이는어떠한가? 위의연구문제를통해청년층의인구이동양상을파악하고, 나아가인구이동의정책적시사점을도출하고자한다. 본연구의구성은다음과같다. 제2장에서는지역간인구이동에관한선행연구를고찰하고, 제3장에서는분석을위해이용된자료와기술통계를설명한다. 제4장에서는실증분석결과를제시하고, 제5장에서는연구결과를논의하고정책적함의를제시한다.

201 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 ( 유재언 남효정 김재호 ) 195 Ⅱ. 관련선행연구정리 거주지역은개인들에게일상생활을하는공간이라는점에서의미가있지만, 사회적인차원에서도중요하다. 한국사회는지역에따라빈곤구조편차가존재하는데, 특히수도권과지방의빈곤격차가심각한수준이다 ( 이상록 백학영, 2008). 지역별일자리의임금수준과고용안정성에도차이가있어 ( 이성균, 2011), 좋은일자리가많은수도권은빈곤수준이낮고인구유입도발생하지만일자리가적은지방은상대적으로빈곤수준이높고인구도유출된다 ( 문남철, 2011: 전병유, 2006). 일자리가적은지방에서는지역경제침체뿐만아니라젊은노동인구유출로인한인구감소까지우려하고있다 ( 김영철 이민환, 2003: 김용현, 2012: 문남철, 2010). 이러한인구이동은연령에따라다른패턴을보이는데성인들만을대상으로하였을때 20대초중반, 성인초기연령대가다른연령에비해가장이동률이높다 ( 이상림, 2009). 우리나라에서는대학교를졸업하고취업을하는시점이노동이동의결정적인시기가되고이시기노동이동에영향을미치는요인이무엇인지를주목해야한다. 지역차원에서의대졸청년세대인구이동은지역의노동인력수급문제와직결된다. 일자리가적은지역에서는노동인구가유출되고일자리가많은지역으로는노동인구가유입된다. 인구유출지역에서는점차일자리수도감소하고, 인구유입지역에서는일자리수가늘어난다. 우리나라서울의경우인구이동과일자리수의쌍방향인과관계가뚜렷하다. 광역시 도나권역별로는일자리에의한인구이동이나타나기도하고, 인구이동으로인한일자리수가변화되기도하지만지역의일자리와인구이동의관련성은명확하다 ( 안기돈 오정일, 2006). 수도권이나대도시에집중된인구를비수도권과중소도시 농어촌으로분산시키고, 지역을균형있게발전시키려면취업시청년들의지역이동을촉진하는요인을밝혀내야한다. 그동안여러연구자들이청년대졸자의취업으로인한지역이동에관심을갖고상당한연구성과를축적해주었다. 대표적으로이상호 (2012) 는고등학교 대학교 직장소재지, 대학특성, 일자리특성, 지역노동시장특성이청년대졸자의첫일자리하양취업에

202 196 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 미치는영향을연구하였다. 이연구에서는지역을서울, 경기, 비수도권으로구분하였고, 출신고등학교와대학교의관계, 대학소재지와직장소재지의관계를알아보았다. 그결과, 대학진학시지역적배치가 1차로발생하고, 취업과정에서 2차지역배치가이어졌다. 이과정에서비수도권과수도권고등학교출신자간출신지로의회귀경향이달랐다. 하향취업에는대학과일자리의지역적특성이중요한요인으로밝혀졌다. 연구대상자의연령을청년세대로한정하지는않았지만이상호 (2010) 의연구에서는시군구간지역이동결정요인을분석하여저연령 고학력일수록이동률이증가하고, 지역의경제적특성에의해서도이동방향이결정된다는결과를보고하였다. 심재헌 김의준 (2012) 의연구에서는고등학교, 대학교, 직장소재지의수도권여부에따라이동유형을역내완결형, 잔류형, 회귀형, 유출형으로구분하고, 이동유형에영향을주는개인특성, 대학특성, 기업특성을실증하였다. 연구결과, 비수도권에서수도권으로취업이동하여수도권으로인적자본이집중되었다. 이동유형에따라약간의차이는있지만연령, 성별, 대학유형, 대학전공, 월급, 고용안정성, 기업크기등의요인이영향을미쳤다. 그밖의연구들에서는대학전공, 출신대학의수도권여부 ( 류장수, 2005), 직장규모 ( 김안국, 2005), 거주지역도시규모 ( 임옥진, 2012) 등이대졸청년들의노동이동에영향을준다는결과들이보고되었다. 지금까지소개한연구들은노동이동과밀접한개인, 대학, 기업, 지역특성을규명하였다는점에서기여한바가크다. 그러나대학, 직장등성인이된이후의요인에비해고등학교와출신지역의영향력에대해서는상대적으로밝혀진바가많지않다. 우리나라는고등학교와고등학교소재지마다학업성취도의차이가있고 ( 강태중, 2007), 고등학교성적에따라지역별로서열화되어있는대학교에진학한다. 그리고대학교소재지는다시노동시장진입, 임금등에차별요인으로작용한다 ( 남기곤, 2012; 류장수, 2005; 이병식, 2004; 이상호, 2012). 간단히정리하면, 취업여부및지역은대학교소재지의영향을받는데대학교소재지가이미고등학생시절의특성에의해좌우된다 (Archer & Yamashita, 2003; Roscigno, Tomaskovic, & Crowley, 2006). 즉, 고등학교와대학교소재지가무작위적으로결정되지않으므로고등학교, 대학교, 근로지역을순차적으로고려한분석이이뤄져야한다. 물론취업으로인한지역이동에영향을미치는고등학교영향력을살펴본연구도진행된바있다. 김경년 (2010) 은한국교육고용패널조사 2004년전문계고 3학년자료를분석하여대학에진학하지않은고졸후취업으로인한시 도간지역이동과관련된고등

203 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 ( 유재언 남효정 김재호 ) 197 학교특성을규명하였다. 연구결과, 성별, 고등학교계열등이지역이동과밀접한관련이있었다. 김경년 (2010) 의연구에서는학교에서직업으로의이행과정에서전문계고등학교와인문계고등학교집단간차이가있다고하였다. 마찬가지로 4년제대학교졸업자와 2년제대학교졸업자는진입가능한노동시장이구분되어있기때문에이들집단간지역이동경향이어떻게다른지도비교해볼필요가있다. 해외사례의경우미국시카고지역을대상으로 Sharkey & Sampson(2010) 은청소년의학교특성에따라성인이된이후에도청소년기에거주하던도심지에줄곧사는지타지로이동하는지를분석하였는데그결과, 학교와동네의특성차이가장래의거주유형에도영향을미친다는사실을밝혀냈다. Sampson(2008) 의연구에서도주민들의이동유형이강한회귀형으로나타나는지역과회귀성이낮은지역으로구분된다는결과가보고되었다. Ⅲ. 자료및기술통계 1. 연구대상및자료 이연구는최종학위가 ( 전문 ) 학사인 1986년생임금근로자를연구대상으로한다. 최종학위와직업등은이들이만 세인 2012 년을기준으로정하였다. 최종학위와직업등의기준시점은 2012 년이지만이연구는대학진학과대졸취업시기의지역이동을살펴보기때문에연구대상자에관한다년도의정보가필요하다. 원가족및고등학교시절정보는연구대상자가고등학교 3학년인 2004년도가기준이다. 대학진학과대학졸업을포함한대학교관련정보는연구대상자마다재수, 삼수, 편입, 전과, 휴학, 2 6 년제등으로인해이행시기에차이가있다. 대학교관련정보는 2005년첫입학시점을기준으로하되, 2006년부터 2011년까지졸업직전학기까지변화가생기는경우최종시점의정보를사용하였다. 예를들어 2005년도충청북도제천시소재 2년제전문대학보건계열입학, 재수하여 2006년경기도수원소재 4년제대학교공학계열캠퍼스입학, 2009년서울캠퍼스에있는경제학과로전과, 2011년학사졸업을했다면, 2011년을기준으로서

204 198 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 울소재 4년제대학교경제학과학사졸업이해당대상자의대학교정보가된다. 연구대상자의이러한정보는한국직업능력개발원한국교육고용패널 (KEEP) 2004년고등학교 3학년코호트의 1차년도 (2004년) 부터 9차년도 (2012년도 ) 자료를통합하여이용하였다. 한국교육고용패널 (KEEP) 2004년고등학교 3학년코호트조사모집단은보통과가있는종합고등학교를포함하여일반계및전문계고등학교 1,926 개소이다. 표본추출방법은층화집략추출법을사용하였다. 보다구체적으로설명하면, 1단계로전국을지역별 ( 인문계 ) 또는학교유형별 ( 전문계 ) 로층화하고, 2단계로지역별학생수비율 ( 인문계 ) 과학교유형별학생수비율 ( 전문계 ) 에따라학교를선정하고나서선정학교내학급과학생을추출하였다. 이렇게추출된학교는인문계고등학교와전문계고등학교각각 100 개소이다. 추출된표본은일반계고등학교 2,000명, 전문계고등학교 2,000명으로구성된다 ( 한국직업능력개발원홈페이지, 이연구에서는한국교육고용패널 (KEEP) 고등학교 3학년코호트중에서 9차년도조사를활용하였으며이시점에대학교를졸업하고임금근로자로일하는대상자를추려냈다. 국외소재대학교를졸업한경우연구대상자에서제외하였으며, 국내소재 2년제전문대학은포함하였다. 이러한조건을충족하여이변량프로빗 (Bivariate Probit) 모형에포함된최종분석사례수는 738 명이다. 2. 변수설명 고등학교와동일한지역으로대학진학과대졸취업을하는데영향을미치는요인을알아보기위한분석에포함된변수들은 < 표 2> 와같다. 이변량프로빗모형 2개의종속변수는고등학교와동일한지역으로의대학진학여부, 고등학교와동일한지역으로의대졸취업여부이다. 지역은시 도를범위로정하였다. 진학대학소재시 도와대졸취업직장소재시 도가고교소재시 도와같은지역이면 1, 다른지역이면 0으로코딩하였다.

205 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 ( 유재언 남효정 김재호 ) 199 < 표 2> 변수설명 종속 독립 변수 고교 - 대학동일지역 고교 - 직장동일지역 고교소재도시규모 인문계고교여부 고 3 원가족월평균소득 성별 대학교소재도시규모 대학교유형 대학교전공 직장분류형태 직장규모 정규직여부 현재본인월평균소득 설명 이분변수 (1= 동일지역, 0= 타지역 ) 이분변수 (1= 동일지역, 0= 타지역 ) 가변수 ( 대도시 ( 대표 ), 중소도시, 농어촌 ) 가변수 (1= 인문계, 0= 전문계 ) 연속변수 ( 만원단위값을자연로그로변환 ) 가변수 (1= 여성, 0= 남성 ) 가변수 ( 대도시 ( 대표 ), 중소도시, 농어촌 ) 가변수 (1=2 년제전문대학, 0=4 년제대학교 ) 가변수 ( 인문 사회 교육 ( 대표 ), 공학 자연, 의약, 예체능및기타 ) 가변수 ( 민간회사 개인사업체 외국기업 ( 대표 ), 공무원 공공기관 정부투자기관, 법인단체 기타 ) 연속변수 (1 10) 가변수 (1= 정규직, 0= 비정규직 ) 연속변수 ( 만원단위값을자연로그로변환 ) 모형포함여부 대학진학 대졸취업 - - 독립변수는고등학교소재도시규모, 인문계고교여부, 고3시절원가족월평균소득, 성별, 대학교소재도시규모, 대학교유형, 대학교전공, 직장분류형태, 직장규모, 정규직여부, 현재본인월평균소득이다. 고등학교소재도시규모, 인문계고교여부, 고3 시절원가족월평균소득, 성별, 대학교소재도시규모, 대학교유형, 대학교전공은고등학교와

206 200 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 동일한지역으로의대학진학여부가종속변수인모형에독립변수로포함된다. 고등학교와동일한지역으로의대졸취업여부가종속변수인경우는고3시절원가족월평균소득을제외한나머지독립변수들이모두들어간다. 고등학교와동일한지역으로의대졸취업여부에서는고3시절원가족월평균소득대신본인의직장관련변수인직장분류형태, 직장규모, 정규직여부, 본인월평균소득이투입되었다. 고등학교와동일한지역으로의대학진학여부와고등학교와동일한지역으로의대졸취업여부모형에서독립변수가다른이유는대학진학과대졸취업이일어나는시점에차이가있고, 직업관련정보는대학졸업이후에발생하기때문이다. 독립변수를하나씩살펴보겠다. 첫째, 고등학교소재도시규모와대학교소재도시규모는대도시, 중소도시, 농어촌으로구분하였다. 대도시는광역시와특별시동이해당하고, 중소도시는시의동이다. 농어촌은군또는그밖의읍 면이다. 이변량프로빗모형에서는대도시가대표집단인가변수로만들었다. 둘째, 인문계고교여부는전문계고등학교를 0, 인문계고등학교를 1로코딩하였다. 셋째, 고3시절원가족월평균소득과현재본인의월평균소득은설문지에서만원단위로응답하였는데, 이변량프로빗모형에는자연로그로변환한값을사용하였다. 넷째, 성별은남성을 0, 여성을 1로코딩하였다. 다섯째, 대학교유형은 2 3 년전문대학과 4년제대학교로구분하였고전문대학을 1, 4년제이상대학교를 0으로코딩하였다. 여섯째, 대학교전공은인문 사회 교육, 공학 자연, 의약, 예체능 기타의 4개집단으로구분하였고, 인문 사회 교육이대표집단인가변수로처리하였다. 일곱째, 직장분류형태는민간회사 개인사업체 외국기업, 공무원 공공기관 정부투자기관으로구분하였고, 민간회사 개인사업체 외국기업이대표집단인가변수로만들었다. 여덟째, 직장규모는 1부터 10까지의숫자로나타내고 10에가까울수록큰직장을의미한다. 마지막으로, 정규직여부는정규직과비정규직으로구분하고비정규직을 0, 정규직을 1로코딩하였다. 3. 변수들의기술통계 본연구분석대상자의사회인구학적특성을살펴본결과는 < 표 3> 과같다. 가장먼저, 고등학교와동일지역의대학교로진학한경우는 47% 였다. 대졸취업시에는 35% 만고등학교와동일지역에남았다. 고등학교소재도시규모는대도시와중소도시가 38% 로같은비중을차지했고, 농어촌은 24% 로가장적었다. 대학교소재도시규

207 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 ( 유재언 남효정 김재호 ) 201 모의경우중소도시가절반으로가장많았고이어서대도시가 41.3%, 농어촌은 8% 에불과했다. 분석대상자는인문계고등학교가 58% 로 42% 인전문계고등학교출신보다많았다. 4년제이상대학교졸업자비중은 52% 로전문대학 48% 보다근소하게많았다. 성별은남성이 58% 로, 42% 인여성에비해큰비중을차지하였다. 우리나라여성의연령대별경제활동참가율은 20대후반에서 30대중반에걸쳐낮아지는 M자형인데, 마침이연구의분석대상연령대가 20대후반이라남성에비해여성의사례수가적은것으로보인다. 정규직여부의경우분석대상자의약 4/5 가정규직이고, 1/5 정도가비정규직이었다. 대학교전공은인문 사회 교육, 공학 자연계열이 38% 로큰비중을차지하였고, 예체능 기타는 13%, 의약은 10% 정도였다. 직장규모는 명이 35% 로가장많았고, 명이 23.3%, 1,000명이상이 21%, 9명이하가 21% 순이었다. 직장분류형태는민간회사 개인사업체 외국기업이약 3/4를차지하고, 법인단체 기타는 17%, 공무원 공공기관 정부투자기관이 10% 로가장적었다. 현재본인월평균소득은평균 272 만원이고, 고3시절원가족월평균소득은평균 278 만원이었다. < 표 3> 분석대상자의사회인구학적특성 변수 구분 빈도 ( 비율 ) 변수 구분 빈도 ( 비율 ) 고교-대학 동일지역 346(46.9) 고교- 직장 동일지역 260(35.2) 동일지역 타지역 392(53.1) 동일지역 타지역 478(64.8) 고교소재도시규모 인문계고교여부 대학교전공 직장규모 대도시 280(37.9) 대도시 305(41.3) 중소도시 280(37.9) 대학소재 중소도시 374(50.7) 농어촌 178(24.1) 도시규모 농어촌 59 (8.0) 인문계 429(58.1) 대학교 387(52.4) 대학교유형전문계 309(41.9) 전문대학 351(47.6) 인문사회교육 283(38.4) 남성 431(58.4) 성별공학 자연 282(38.2) 여성 307(41.6) 의약 75(10.2) 정규직 605(82.0) 정규직여부예체능 기타 98(13.3) 비정규직 133(18.0) 9명이하 152(20.6) 10 99명 258(35.0) 명 172(23.3) 1,000 명이상 156(21.1) 직장분류형태 민간 개인 541(73.3) 공공 정부 74(10.0) 법인 단체 123(16.7) 변수 평균 표준편차 최소값 최대값 현재본인월평균소득 ( 만원 ) ,000 고3시절원가족월평균소득 ( 만원 ) ,800

208 202 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 4. 분석대상의대학진학과대졸취업시지역이동특성 분석대상자의사회인구학적특성에이어고등학교, 대학교, 직장의지역적분포가어떠한지살펴보면 [ 그림 2] 와같다. [ 그림 2] 분석대상의고교, 대학, 직장지역별분포 a) KEEP 표본추출고교및대학교 ( 전체 ) b) 연구대상자고교분포및시도별사례수 c) 연구대상자대학분포및시도별사례수 d) 연구대상자고교 대학분포및현재직장시도별사례수

209 떠나는자와남는자 : 대학진학과대졸취업시지역이동을중심으로 ( 유재언 남효정 김재호 ) 203 우선 [ 그림 2] 의 a) 를살펴보겠다. a) 는한국교육고용패널 (KEEP) 에서표본으로추출된고등학교와전체대학교위치를보여준다. 한국교육고용패널고등학교 3학년코호트의경우인문계고등학교 100 개소, 전문계고등학교 100 개소에서표본추출을하였는데, a) 의어두운점은 2004년교육통계연보등을통해정확하게파악되지않는경기도인문계고등학교 4개소를제외한 96개소와전문계고등학교 100 개소를더한 196개소의위치정보를표시하고있다. a) 의밝은점은한국교육고용패널코드북에서대학교코드를제시한국내소재 475개대학교전체의위치를나타낸다. 고등학교와대학교위치는각학교이름을통해주소를확보하고, 이를위도와경도좌표로변환 (geocoding) 하였다. 즉 [ 그림 2] 는한국교육고용패널전체표본의고등학교및국내소재대학교전체의지역분포를보여준다. b) 는이연구의이변량프로빗모형에포함된 738 명의출신고등학교위치와시도별사례수를나타낸다. b) 시도별사례수는명도가낮을수록해당시도의사례수가많다는의미이다. 지도화 (mapping) 는지역간차이를가장명확하게구현해주는방식 (Natural Breaks) 을사용하였다. 시도별로보았을때서울과경기도에사례수가가장많았다. 이어서경상도소재고등학교출신사례수가많다. 광주광역시, 대전광역시, 울산광역시와같은광역시소재고등학교출신사례수는충청도와전라도소재고등학교출신사례수보다적었다. 제주도는한국교육고용패널표본추출지역에서제외되어사례수가 0명이다. b) 의점분포는 738 명의고등학교위치를보여준다. a) 의점분포와비교해보면, 일부학교가빠지긴하였지만분석대상자에표본추출고등학교의대부분이포함되었다는것을확인할수있다. c) 는이변량프로빗모형으로분석한 738 명의출신대학교위치와시도별사례수를보여준다. b) 와마찬가지로명도가낮을수록해당시도의사례수가많고, 명도가높을수록사례수가적다. 시도별로보면, 경기도소재대학교출신자가 136 명으로가장많았고, 서울이 96명으로두번째로많았다. 대구, 경상남도, 부산소재대학교출신사례수도많은것으로나타났다. 반면, 제주, 울산, 강원, 인천은이지역소재대학교출신사례수가적었다. c) 의점들은 738 명의출신대학교위치를표시하고있다. 이를 a) 와비교하면전반적인분포가유사하여특정지역의대학교가과도하게제외되거나선정되지않았다는걸확인할수있다. d) 는시도마다고등학교, 대학교, 직장의각시기별사례수분포를한눈에볼수있도록표시하였다. 고등학교와대학교의경우분석대상자별로정확한학교위치정보를파악

210 204 雇傭職業能力開發硏究 2015 年 4 月第 18 卷第 1 號 및표시할수있지만, 직장의경우지역정보를시도수준으로만파악가능하다. d) 에서는명도가낮을수록해당시도의대졸취업직장사례수가많고, 명도가높을수록사례수가적다고해석하면된다. 대졸취업직장의경우명도가낮은서울과경기에사례수가가장많았다. 부산, 경상도, 인천도대졸취업직장사례수가많은지역으로나타나대졸청년세대는주로수도권과경상권에취업한다고할수있다. 반면, 대졸취업직장사례수가적은지역은제주, 전라남도, 강원도, 울산이었다. 제주의경우한국교육고용패널고등학교 3학년코호트표본추출지역에서제외되었기때문에고등학교사례수는 0명이었다. 그런데 1명이제주도소재대학교로진학하였고, 대학졸업후에는다시제주를떠나대졸취업직장사례수는다시 0명이되었다 [ 그림 3] 을통해청년세대가고교재학, 대학진학, 대졸취업의생애궤적을따라가는과정에서시도수준인구변동은어떠한지알아보고자한다. [ 그림 3] 시도별고 3 대학진학, 고 3 대졸취업시인구변동 a) 시도별고교 대학진학시인구변동 b) 시도별고교 대졸취업시인구변동 [ 그림 3] 은시도마다고등학교대비대학진학시사례수, 고등학교대비대졸취업시사례수가줄거나늘었는지혹은동일한지를나타낸다. 즉 [ 그림 3] 의 a), b) 의기준은시도별고등학교사례수로모두동일하다. 대졸취업시사례수가고등학교사례수에비해서줄어든경우유출, 늘어난경우유입, 동일한경우유지이다.