http://dx.doi.org/10.15709/hswr.2017.37.1.253 국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 최요한 ( 한국보건사회연구원 ) 1998년국민연금법의개정으로인하여, 국민연금의완전노령연금의수급개시연령은기존의 60세에서 1953년생부터출생연도기준으로 4년마다 1세씩증가하여최종적으로 65세까지증가하게된다. 연금수급개시연령의증가는연금급여의순삭감을가져오며, 따라서순수한소득효과를발생시켜고령자의노동시장참여율을증가시킬것으로기대된다. 급여인센티브가국민들의노동시장행동에미치는영향은급여의설계에서고려되어야하는중요한정보이다. 따라서본연구에서는우리나라의연금수급개시연령의증가가남성고령자의노동시장참여에미치는영향을대표성이있으며충분한관찰수를제공하는월별경제활동인구조사를활용하여분석을시행하였다. 구체적으로연금수급개시연령이 60세인 1945-52년생코호트들과연금수급개시연령이 61세인 1953-55 년생코호트들의 주당 20시간이상근로여부, 주당 30시간이상근로여부, 주당 40시간이상근로여부 로정의한노동시장참여율에차이가있는지를분석하였다. 이를위하여개인특성변수와노동시장변수를통제한다음, 코호트에따른노동시장참여율의추세에연금수급개시연령의차이에따른단절이발생하는지를분석하였다. 그러나분석결과, 연금수급개시연령의 60세로부터 61세로의증가가남성고령자의노동시장참여율에미치는영향에대한일관된증거를발견할수없었다. 주요용어 : 국민연금, 노령연금, 수급개시연령, 연금수급연령, 코호트연구 투고일 : 2017.1.12 수정일 : 2017.2.27 게재확정일 : 2017.3.2 253
Ⅰ. 서론 많은국가들은인구고령화로인한연금의재정건전성의악화와경제활동인구의감소로인한조세수입의감소에대응하기위하여, 연금의급여수준을축소시키고고령자의노동시장참여율을증가시키기위한개혁들을지속적으로수행하여왔다. 연금의경우완전노령연금의수급개시연령을증가시키는개혁들이대표적으로수행되어왔다. 미국은완전노령연금의수급개시연령을 2000-2005년에걸쳐 65세에서 66세로증가시켰으며추가적으로 2017-2022년동안 66세부터 67세로증가시키기로되어있다 (Mastrobuoni, 2009). 호주에서는 1995-2014년동안여성의연금수급개시연령을 60세에서남성과동일한 65세까지증가시켰으며 (Atalay & Barrett, 2015), 스위스에서도여성의수급개시연령을 2002-2007년동안 62세에서 64세로증가시켰다 (Hanel & Riphahn, 2012). 이외에도그리스, 덴마크, 독일, 영국, 이탈리아, 일본, 프랑스등도연금수급개시연령을증가시키는개혁을시행하였거나시행중에있다 ( 이용하, 김원섭, 2012). 연금수급개시연령의증가는대부분연금수급개시연령의증가로인한급여의상실분을보험수리적으로보정해주지않는다는점에서연금의재정부담을줄이는매우효과적인정책이다. 또한고령자의고용률을증가시키기위한연금정책의개혁도여러국가에서이루어지고있다. 대표적으로미국은완전노령연금의수급시기를늦출경우연금급여액을인상해주는지연은퇴크레딧 (delayed retirement credit) 의인상비율을 3% 에서 (1918-1924년생코호트 ) 8% 까지 (1943년생코호트이상 ) 증가시켰으며 (Pingle, 2006), 노르웨이는 2011년의연금개혁을통하여조기노령연금수급에대하여기존에존재하였던근로소득으로인한급여액의감액을완전히폐지하였다 (Hernæs et al., 2016). 고령자의노동시장참여율을높이기위해서근로로인한연금액의감소를제거하기위한개혁들은미국, 캐나다, 스웨덴, 영국, 일본에서도시행되었다 (Hernæs et al., 2016). 모든사회보장제도에대하여급여인센티브가국민들의노동공급에미치는영향은급여설계에필요한가장필수적인정보중하나이기때문에, 다양한사회보장제도들의급여인센티브의변화가대상자의노동공급에미치는연구들은광범위하게수행되어왔다. 특히, 연금의급여인센티브로인한고령자의노동시장참여율의변화는연금의재정수입과총노동공급에영향을미친다. 또한사회보장의측면에서국민연금을아직받지못하는고령자의시장소득은노후소득보장의가장기본적인요소로서중요한고려 254
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 사항이다. 우리나라에서도 1988년부터시행된국민연금의재정건전성을제고하기위하여, 1998년의국민연금법의개정을통하여완전노령연금의수급개시연령이기존의 60세에서 1953년생부터출생연도기준으로 4년마다 1세씩증가하게되었다. 따라서 2013년부터연금수급개시연령은 61세로증가하였고 2033년에 65세로증가하게된다. 또한국민연금의소득대체율은기존의 70% 에서 1999년에는 60%, 2008년에는 50% 로감소하였으며, 2009년부터매년 0.5% 씩감소하여 2028년에는 40% 까지인하된다. 1) 이러한급여의순삭감은순수한소득효과를발생시키기때문에, 다른모든상황이동일한경우고령자의노동공급을증가시킬것으로기대된다. 무엇보다이러한정책적인변화는급여인센티브변화의외생적인변량을발생시키기때문에, 급여인센티브가노동공급에미치는영향을추정할수있는자연실험 (natural experiment) 의환경을제공한다. 개인에게있어서연금수급개시연령의증가나소득대체율의감소는외생적인변량인것으로가정할수있는반면, 동일한정책을경험하는개인간의연금급여액의차이는내생성의문제에언제나노출되어있다. 따라서기존의연구들에서도연금정책의변화를외생적인변량으로추출하는연구들이주를이룬다 (Atalay & Barrett, 2015; Blau & Goodstein, 2007; Hanel & Riphahn, 2012; Mastrobuoni, 2009; Pingle, 2006). 대표적으로미국의연금수급개시연령 (normal retirement age; NRA) 의증가가 62-65세고령자의노동공급에미치는영향을분석한 Mastrobuoni(2009) 는, 자신의연구의 이론적모델화 (identification) 는노동시장및금융시장조건들과근로자의여러특성들을통제한후에는, 1938년이전에태어난근로자와이후에태어난근로자간의평균은퇴연령에서관찰되는추세의단절 (trend-discontinuity) 은그에대응하는 NRA의변화로인한것이라는가정에근거한다. 2) 고말하였다. 이를보다쉬운말로표현하면, 정책의변화가개인에게있어외생적인변량으로볼수있는경우에는기본적인혼동요인들만통제하여도정책변화의영향을 1) 연금수급개시연령의증가와소득대체율의감소는정책적인변화라는측면에서각각연금수급개시연령의상향조정과소득대체율의축소라고표기하는것이더바람직할수있으나, 본연구에서는보다일반적인용어인증가와감소를사용하였다. 2) The identification is based on the assumption that after controlling for labor and financial market conditions, and for several worker characteristics, any observed trend-discontinuity in the average retirement age between workers born before and after January 1938 is due to the corresponding changes in the NRA. (Mastrobuoni, 2009, p.1224). 255
일관되게추정할수있다는가정을사용할수있다는것이다. 정책의외생적인변량을사용하는연구들은대부분 Mastrobuoni(2009) 와동일한가정에기초하고있다. 따라서본연구에서도같은가정에기초하여, 정책의외생적인변량을추출하여국민연금의정책적인변화가고령자의노동시장참여에미치는영향을분석한다. 이러한배경에기초하여, 본연구는우리나라에서이루어지고있는국민연금의완전노령연금수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60세) 의노동시장참여에미치는영향을분석하고자한다. 현재 (2017년 1월 ) 를기준으로연금수급개시연령이 61세인 1953-1955년생코호트들전부가만 61세이상이되었다는점에서, 지금이이질적인연금수급개시연령을경험한코호트들을비교할수있는적절한시점이다. 구체적으로본연구에서는연금수급개시연령이 61세인 1953-55년생코호트들의 58-60세의노동시장참여율을연금수급개시연령이 60세인 1945-52년생코호트들의 58-60세의노동시장참여율을비교함으로써, 연금수급개시연령의증가가고령자의노동시장시장참여율에미치는영향에대한추정치를제공하고자한다. 1956년생코호트의연금수급개시연령도 61세이지만이들은 2018년 1월에모두만 61세가되기때문에, 현시점에서 1956년생코호트의만 60세동안의노동시장참여경험을전부관찰하는것이불가능하다. 앞으로국민연금의수급개시연령의증가는 2033년까지지속된다는점에서, 본연구의분석결과는앞으로의정책변화에대한고령자의노동시장참여의변화를예측하는데도움이될수있는정보를제공할수있을것이다. 국외에서는연금수급개시연령의증가가고령자의경제활동에미치는영향을살펴본연구들이여러존재하지만 (Atalay & Barrett, 2015; Blau & Goodstein, 2007; Hanel & Riphahn, 2012; Mastrobuoni, 2009; Pingle, 2006), 우리나라에서는이에대한연구가아직존재하지않는것으로보인다. 3) 무엇보다본연구는대표성이있는충분한크기의표본을제공하는경제활동인구조사를분석자료로사용함으로써, 외적타당성 (external validity) 을가질수있는일관된점추정치를산출하고자한다. 경제활동인구조사는국민들의경제활동을살펴보기위해서매월약 33,000 가구를대상으로조사하는자료로서, 본연구가활용할수있는가장대규모의그리고대표성있는표본을제공한다. 그리고본연구에서남성고령자만을 3) RISS 와 Google Scholar 에서 연금수급연령 과 수급개시연령 으로각각검색한결과, 관련된실증연구를찾지못하였다. 256
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 대상으로분석하는이유는전통적으로남성부양자가족모델을유지해온우리나라에서는여성의연금수급률이남성보다훨씬낮을뿐만아니라, 여성의노동시장참여는오히려남편의연금수급에더큰영향을받을수있기때문이다. 본연구의분석자료인경제활동인구조사는국민연금수급권의유무와가구아이디를제공하지않기때문에이러한한계를극복하기어려우며, 따라서연금수급권을가진비율이충분히높은남성고령자에대한분석만이최소한의타당성을가질수있다. 본연구에서국민연금의소득대체율의감소대신연금수급개시연령의증가를분석하는이유는, 국민연금의수급개시연령의증가는소득대체율의감소와는달리인접한코호트간의급여수준의급격한차이를발생시키기때문이다. 단지연금수급개시연령의 1년의증가로인하여 1953년생은 1952 년생보다무려 1년치의연금을덜받게된다. 반면, 소득대체율의감소는매우급격한변화임에도불구하고소득대체율은급여산식에서가입자의매년의소득액에대해서적용되는비율이기때문에, 인접한코호트간의급여수준의유의미한차이를발생시키기는어렵다. 그러므로국민연금의수급개시연령이출생연도기준으로 4년마다 1세씩증가하는우리나라의연금개혁은연금액의감소에대한고령자의노동시장참여의응답을확인하는데있어매우적합한실험적상황을제공한다. Ⅱ. 연구배경 1. 제도적배경 우리나라의공적연금의법률제정은공무원연금법 (1960년), 군인연금법 (1963년), 사립학교교원연금법과국민복지연금법 (1973년) 순으로이루어졌다. 이중사립학교교원법과국민복지연금법은제2차석유파동을겪으면서 국민생활의안정을위한대통령긴급조치 에의하여각각시행이 1년연기되었다 ( 정홍원, 1998). 사립학교교원연금법은 1975년에시행되었으나국민복지연금법은 1975년의일부개정을통하여무기한연기되었다. 일부개정된법률 ( 제2655호 ) 에는부칙제1조를전문개정하여법의시행일을대통령령으로정하도록하였으며, 일부개정사유는다음과같다 : 1976년 1월 1일부터시행 257
하도록되어있는국민복지연금사업이제반여건으로보아실시가어렵게됨에따라그시행일을추후대통령령이정하는날로하려는것임 ( 국가법령정보센터, 2016). 이후국민복지연금법은 1986년국민연금법 ( 법률제3902호 ) 으로전부개정되었으며 1988년 1월 1일부터시행되었다. 국민연금은 1988년에는상시근로자를 10인이상고용하는사업장의사업주와근로자만을의무가입대상으로하였으나, 1992년에는상시근로자 5인이상을고용하는사업장, 1995년에는농어민과농어촌지역의근로자및자영자, 1999년에는도시지역근로자및자영자, 2003년에는상시근로자 1인이상을고용하는사업장으로점차확대되었다. 특히, 1999년에모든근로소득및사업소득자에대한가입을의무화하여, 국민연금은전국민을의무가입대상자로하게되었다. 국민연금은 18세이상 60세미만을가입대상으로하여, 40년을기여할경우 70% 의소득대체율을만족하는연금급여를 60세가되는시점부터매달지급하도록설계되었다. 그러나 1997년에국민연금의재정건전성을제고하기위하여사회보장심의위원회는국민연금제도개선기획단의설치를의결하였으며, 국민연금제도개선기획단의제안을바탕으로 1998년국민연금법을개정하였다 ( 이용하등, 2012; 정홍원, 2008). 1998년에개정된국민연금법 ( 법률제5623호 ) 은의무가입대상자의범위를도시지역거주자까지확대한것외에, 완전노령연금의수급개시연령의점진적인증가와소득대체율의감소를결정하였다. 법률의개정사유를직접인용하면다음과같다 : 국민연금재정의장기적인건전성을확보하기위하여국민연금의급여수준을현행의가입자평균소득월액의 70퍼센트에서 60퍼센트로조정하고, 그급여의수급연령을 2013년부터 5년단위로 1세씩연장하여 2033년에는노령연금의수급연령이 65세가되도록함 ( 국가법령정보센터, 2016). 국민연금의수급연령은이후출생연도를기준으로조정되었으며, 1952년생이하는 60세, 1953-56년생은 61세, 1957-60년생은 62세, 1961-64년생은 63세, 1965-68 년생은 64세, 1969년생부터는 65세에완전노령연금을수급할수있게되었다. 또한소득대체율은 2007년에전부개정을통하여 2008년부터 60% 에서 50% 로감소되었으며, 2009년부터매년 0.5% 씩감소하여 2028년까지 40% 까지인하하게된다. 그러나국민연금은아직까지대다수의고령자를포괄하는보편적인소득보장체계로기능하지는못하고있다. 무엇보다전통적으로남성부양자가족모델에기초해온우리나라에서는국민연금의가입률이남성과여성간에큰차이를보이고있다. < 표 1> 에는 258
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 2012년의 60-65세의인구수와노령연금수급자의수가성별에따라나타나있다. 남성의노령연금의수급률이 60% 를상회하는반면여성의노령연금수급률은남성에비하여크게낮다. 또한본연구와관련하여, 기혼여성의노동시장참여여부는오히려남편의노령연금수급여부에의하여크게영향을받을수있다. 그러므로본연구에서는최소한고령층에있어우리나라의주된가족모델이남성부양자모델이라는점을고려하여남성고령자만을대상으로분석을시행하였다. 추가적으로 < 표 2> 에는 2012-2015년의 62세의노령연금수급자수와이들의평균연금액이성별에따라제시되어있다. 남성과여성은노령연금수급자수와평균연금액모두에서상당한차이를보이고있다. 2012-2015 년의 62세인남성노령연금수급자의평균연금액은월 45-50만원정도이다. 표 1. 2012 년기준성별에따른 60-65 세의인구수와노령연금수급자수 인구수 (A) 여성 노령연금수급자수 (B) B/A 인구수 (A) 남성 노령연금수급자수 (B) 60세 258,585 54,336 0.21 246,811 153,638 0.62 61세 246,520 44,450 0.18 230,107 126,040 0.55 62세 239,590 47,711 0.20 224,176 137,088 0.61 63세 237,081 55,179 0.23 223,369 142,907 0.64 64세 231,023 70,210 0.30 216,152 154,303 0.71 65세 218,309 68,558 0.31 201,095 151,174 0.75 자료 : 국가통계포털 (2016a) B/A 표 2. 2012-2015년의성별에따른 62세의노령연금수급자수와평균연금액 여성 남성 노령연금수급자수 평균연금액 ( 원 / 월 ) 노령연금수급자수 평균연금액 ( 원 / 월 ) 2012년 47,711 287,205 137,088 446,912 2013년 47,336 294,695 127,440 473,625 2014년 69,240 299,011 172,997 497,855 2015년 64,622 297,032 150,916 503,764 자료 : 국가통계포털 (2016a) 259
2. 선행연구검토 미국의회는 1983년에연금의지불능력을확보하기위하여, 연금의수급개시연령 (Normal Retirement Age; NRA) 을 65세에서 67세까지증가시키기로결정하였다. 구체적으로 NRA는 1년에두달씩증가하되, 2000-2005년동안 65세에서 66세까지, 그리고 2017-2022년동안 66세부터 67세까지증가시키기로결정하였다. 이에따라, NRA의증가가고령자의노동시장참여에미치는영향을확인하기위하여여러연구들이수행되었다 (Blau & Goodstein, 2007; Mastrobuoni, 2009; Pingle, 2006). 그중 Mastrobuoni(2009) 의연구가가장대표적인연구이다. Mastrobuoni(2009) 는미국의월별 CPS(monthly Current Population Survey) 자료를사용하여 NRA의증가가 62-65 세고령자의노동공급에미치는영향을분석하였다. 기존연구들과마찬가지로관찰되지않는코호트영향을통제하기위하여기본모델에서는출생연도를선형적으로통제하였다. 이연구는또한혼동요인들을통제한후, 코호트별로평균은퇴연령의추이를살펴봄으로써 NRA의증가와평균은퇴연령의간의관계에대한보다직접적인정보를제공하였다. 분석결과, NRA가 1년증가하는경우평균은퇴연령은 0.5년증가하는것으로나타났다. Mastrobuoni(2009) 의연구는대량의자료를사용하여점추정치를상당히일관되게추정하였다는장점과, 또한 CPS가출생연도가아니라나이를물어봄으로써발생할수있는출생연도에대한측정오차를교정하였다는점에서의의를지닌다. 반면, Blau와 Goodstein(2007) 과 Pingle(2006) 의연구는 Mastrobuoni(2009) 가지적한것처럼, 사용한자료또는분석모델에서한계를가지고있어 NRA의영향을살펴보는데있어서한계를가진다. 또한 Atalay와 Barrett(2015) 과 Hanel과 Riphahn(2012) 은각각호주와스위스를대상으로연구를시행하였다. 두연구의공통점은호주와스위스모두, 여성의완전노령연금의수급개시연령을남성과같게또는비슷하게증가시키는개혁에대하여연구하였다는점이다. 호주에서는연금의수급개시연령이남성은 65세, 여성은 60세였으나, 1993 년의개혁 (1993 Australian Age Pension reform) 을통하여여성의수급개시연령을 60세부터 65세까지증가시켰다. 그로인하여호주의여성은 1935년 7월 1일생부터수급개시연령이 0.5세씩증가하여 1949년 1월 1일생부터는 65세에완전노령연금을수급하게되었다. Atalay와 Barrett(2015) 는여성에대한연금수급개시연령만이변화한것에기초 260
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 해서, 여성과남성을비교하는 DID(difference-in-difference) 모델을사용하여 60-64세여성의노동공급에대하여분석을시행하였다. 분석결과, 여성의연금수급개시연령이 1년증가할때은퇴확률이 12-19% 낮아지는것으로나타났다. 반면, 스위스에서는연금의수급개시연령이남성은 65세, 여성은 62세였으나 1991년의개혁을통하여여성의수급개시연령을 62세에서 64세로증가시켰다. 그로인하여, 1938년생이하는 62세에, 1939-42년생은 63세에, 1943년생부터는 64세에완전노령연금을수급하게되었다. Hanel과 Riphahn(2012) 도 DID 모델을사용하여 60-65세여성에대하여분석을시행하였으나, 남성과여성을비교한 Atalay와 Barrett(2015) 과는달리, 다른정책을경험한여성코호트들간의비교를수행하였다. 분석결과, 연금수급개시연령의 1년증가는은퇴확률을 50% 이상증가시키는것으로나타났다. 이두연구는코호트연구에비하여종속변수의변량을충분히설명할수있다는장점을가지지만, 반면분석에사용된자료에포함된여성의수는두연구모두 1,700명정도라는점에서, 일관된점추정치를도출하거나분석결과를일반화하는데있어다소한계를지닌다. Ⅲ. 분석방법 1. 자료 본연구에서는분석자료로경제활동인구조사 (Economically Active Population Survey) 를사용한다. 경제활동인구조사는 국민의경제활동 ( 취업, 실업, 노동력등 ) 의특성을조사함으로써거시경제분석과인력자원의개발정책수립에필요한기초자료를제공 ( 국가통계포털, 2016b) 하기위한목적으로 1963년부터실시되었다. 4) 경제활동인구조사는조사대상가구에속한 15세이상가구원의성별, 출생연도, 교육수준, 혼인상태와같은기본적인인적사항에더해서, 근로여부, 구직여부, 종사상지위, 산업, 종사자규모등에대한정보를면접조사를통하여조사한다. 처음에는분기별로조사를시행 4) 경제활동인구조사에대한설명은모두국가통계포털 (2016b) 의통계설명자료와통계청에서발간하는 2016 년 8 월경제활동인구월보 를참조하였다. 261
하였으나, 1982년부터월별조사로변경되었다. 경제활동인구조사는 5년마다시행되는인구주택총조사의전체조사구를표본추출틀로하여, 30,000개이상의가구를비례계통추출법을이용하여표본으로구축한다. 표본은인구주택총조사에따라 5년마다전면개편하며, 최근에는 2007년 9월과 2013년 1월에각각 32,000개와 33,000개의가구를표본으로전면개편하였다. 그러나경제활동인구조사는구축된표본을모두추적조사하는것이아니라, 응답자의응답부담완화와표본의노후화현상및전면표본개편에따른신구계열괴리현상감소를위해약 900가구를매월교체 ( 국가통계포털, 2016b) 한다. 조사구를중심으로전입가구는조사모집단에포함시키며전출가구에대해서는추적조사하지않는다. 경제활동인구조사의장점은고령자의경제활동여부에대한매우풍부한자료를제공함으로써일관된점추정치의산출을가능하게한다는것이다. 또한경제활동인구조사는경제활동인구의고용동향에대한공식적인통계치를산출하는것이주목적이기때문에, 경제활동인구조사는우리나라의고령자에대한일반화된결과를추정하는데있어서도가장적합한자료이다. 그리고미국의 CPS와같은경우조사대상자에게단순히연령만을물어보기때문에출생연도에대한상당한측정오차를가질수있다는점이연금수급개시연령증가의영향을분석하는데있어상당한문제가되는반면 (Mastrobuoni, 2009), 경제활동인구조사는조사대상자의출생연월을조사하기때문에완전노령연금의수급개시연령에대한정확한시점을계산할수있다는장점을가진다. 본연구에서는경제활동인구조사의 2003년 2월부터 2016년 12월까지의자료를사용하였다. 2. 연구설계 가. 종속변수 : 58-60 세남성고령자의노동시장참여여부 본연구에서종속변수는 1945-55년생남성코호트들의 58-60세동안의노동시장참여여부이다. 본연구에서 58-60세는개인의출생월까지고려한만나이의기간을나타낸다. 즉, 예를들어 1950년 5월생의 58-60세의기간은 2008년 6월부터 2011년 5월까지이다. 58-60세를이렇게정의한이유는노령연금의수급권을가진개인은, 만나이가연금수급개시연령이되는시점의다음달부터노령연금을수급할수있기때문이다. 262
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 따라서출생연도가같다고하더라도출생월이다른경우, 58-60세의기간은서로다르게된다. 60세까지분석한이유는연금수급개시연령이 1953년생코호트부터 60세에서 61세로증가하였기때문이다. 따라서 61세에는노령연금수급권을가진 1945-55년생코호트들이모두연금을수급할수있으므로분석대상에포함하지않았다. 노동시장참여여부는주당근로시간을기준으로구분하였다. 경제활동인구조사는지난주에수입을위한목적으로또는무급가족종사자로일한총근로시간을조사한다. 이에본연구는주당총근로시간을기준으로하여, 주당 20시간이상근로여부, 주당 30시간이상근로여부, 주당 40시간이상근로여부 각각에대하여분석을시행하였다. 나. 처리집단과통제집단의구성 본연구의처리집단은연금수급개시연령이 61세인 1953-55년생코호트이다. 앞서언급하였듯이, 1956년생코호트는아직 60세의자료가없기때문에분석에포함하지않았다. 통제집단은연금수급개시연령이 60세인 1952년생이하코호트들로구성할수있다. 그러므로통제집단의코호트들을몇년생까지포함할것인가를선택해야한다. 본연구에서는 1997년외환위기 (1997.12.-2001.8.) 와기초생활보장제도시행 (2000.10.) 이후를분석기간으로하면서, 또한 2003년 1월에이루어진경제활동인구조사의표본의전면개편을고려하여, 2003년 1월의자료부터분석에사용하고자한다. 2003년 1월에 58세가되는코호트는 1945년생코호트이며, 따라서본연구에서통제집단은 1945-52년생코호트로구성하였다. 따라서본연구의처리집단은 1953-55년생 (3년) 코호트이며통제집단은 1945-52년생 (8년) 코호트이다. 그림 1은경제활동인구조사로계산한 1945-55년생코호트들의출생연월로구분한코호트별노동시장참여율을보여준다. 위쪽의그래프는횡단면가중치를적용하지않은결과이고아래쪽의그래프는횡단면가중치를적용한결과이다. 그림에서보이는것과같이, 가중치를미적용한노동시장참여율이가중치를적용한노동시장참여율보다시계열의일관성이더높게나타났다. 5) 따라서본연구에서는가중치를적용하지않은결과 5) 분석기간에포함되는월별노동시장참가율자료 132 개에대하여코호트의선형추세 (linear trend) 를제거한후, 가중치를적용한경우와적용하지않은경우의표준편차를비교한결과, 가중치를 263
를사용하였다. 그림 1. 1945-55 년생남성의 58-60 세의코호트별노동시장참여율 주 : 위그래프는횡단면가중치를미적용한결과이고아래그래프는횡단면가중치를적용한결과임. 적용하지않았을때의표준편차가더작게나타났다. [20h, SD(weighted): 0.053, SD(not weighted): 0.047; 30h, SD(weighted): 0.056, SD(not weighted): 0.049; 40h, SD(weighted): 0.058, SD(not weighted): 0.050] 264
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 다. 통제변수 그림 1에서나타난것과같이, 남성고령자 (58-60세) 의노동시장참여율은지난약 10년동안지속적으로증가하는것으로보인다. 따라서연금수급개시연령의증가의영향을확인하기위하여, 단순히연금수급개시연령이다른 1945-52년생코호트들과 1953-55년생코호트들의노동시장참여율을비교하는것은적절하지못한방법이다. 따라서본연구에서는기존연구들과같이 (Blau & Goodstein, 2007; Mastrobuoni, 2009; Pingle, 2006), 기본적인통제변수들을통제했을때코호트에따른노동시장참여율의추세에서연금수급개시연령에따른단절이나타나는지를확인하는방법을사용한다. 코호트를비롯한통제변수들의선택은기존연구들과의이론적인일관성을유지하기위해서, 기존연구들에서사용한통제변수들을최대한사용하고자하였다. Mastrobuoni(2009) 는기본모델에서출생연도의 1차항, 연령, 혼인상태, 교육수준, 인종, 가구원수, 거주지역, 50-55세의교육 젠더 지역별실업률과평균주당근로시간, 지연은퇴크레딧 (delayed retirement credit; in percent) 을통제하였다. Atalay & Barrett(2015) 은혼인상태, 교육수준, 거주지역, 주택소유여부, 주택가치, 가구원수를통제하였다. Hanel 과 Riphahn(2012) 은결혼지위, 교육수준, 종사산업, 거주지역을통제하였다. 그리고노르웨이를대상으로 62세부터수령가능한조기은퇴연금의근로소득조사를통한감액제도의폐지가고령자의노동공급에미치는영향을살펴본 Hernæs 등 (2016) 은젠더, 교육수준, 출신국가, 60세때의근로소득과주당근로시간을통제하였다. 이에본연구에서는출생연월의 1차항, 연령 ( 더미변수 ), 교육수준 ( 초졸이하 / 중졸 / 고졸 / 전문대졸 / 대졸 / 대학원졸 ), 혼인상태 ( 미혼 / 유배우 / 사별및이혼 ), 거주지역 ( 동 / 읍면 ) 6), 남성의 45-49세실업률 ( 월별 ) 과평균주당근로시간 ( 월별 ) 을통제하였다. 남성의 45-49세의실업률과평균근로시간을통제한이유는, 45-49세의노동시장상황이더어린연령대의노동시장상황보다 58-60세의노동시장상황과더유사할것으로예상되기때문이다 (Mastrobuoni, 2009). 본연구에서는경제활동인구조사가제공하는자료의한계로인하여, 기존연구에서통제한거주지역, 주택소유여부, 가구원수, 이전연령에서의근로소득이나주당근로시간을통제하지는못하였다. 따라서고령자의노동시장참여를설명하 6) 2011-2014 년조사에서는동 / 읍면대신시 / 군을조사함으로써, 시계열적비일관성이다소발생한다. 265
는중요한변수들을충분히통제하지못한것이본연구가가지는주요한한계중하나이다. 3. 계량분석방법 본연구는노동시장참여여부에대한확률모델로서선형확률모델 (linear probability model) 을사용하여, OLS(ordinary least squares) 로모델을추정하였다. 노동시장참여여부는최솟값으로 0을최댓값으로 1을가지는확률변수이기때문에선형확률모델보다는비선형확률모델인로짓또는프로빗모델을사용하는것이이론적으로더타당하지만, 기존연구들에서는고령자의노동시장참여율이 0과 1 부근의값을취하지않는다는이유로선형확률모델을사용하는것을더선호하였다. 선형확률모델은회귀계수의영향을직접적으로해석할수있다는장점을가진다. 이에본연구에서는기존연구들과의일관성을유지하고처리변수의영향에대한직접적인해석을용이하게하기위하여선형확률모델로분석을시행하였다. 7) 또한경제활동인구조사는합동패널 (pooled panel) 의특성을가짐에도불구하고, 본연구에서는회귀계수의분산을구할때반복조사되는개인의오차항들의자기상관 (serial correlation) 을고려하지않고합동횡단면 (pooled cross-section) 자료로가정하고분석을시행하였다. 그이유는경제활동인구조사가개인아이디를제공하지않아분산의추정치를구할때동일한개인의오차항들의자기상관을고려할수가없기때문이다. 자료에자기상관이존재할때자기상관을고려하지않은분산의추정치는실제의분산을과소추정하는경향이발생한다. 따라서본연구에서계산된 p-value는실제의 p-value 보다훨씬작을수있다. 이에본연구에서는연금수급개시연령에따른고령자의노동시장참여율의변화가없다는귀무가설을기각하기위한유의수준으로 5% 가아닌 1% 를사용하였으며, 따라서분석결과가제시된표에는회귀계수가최대 1% 수준에서유의한경우에대해서만유의함을나타내는별표를표기하였다. 7) 강건성검사를위하여프로빗모델로추가적으로분석을시행한결과, 연금수급개시연령증가의영향이 1% 수준에서유의한지의여부는모든모델에서 OLS 모델의분석결과와동일하게나타났다 ( 결과는제시하지않았음 ). 266
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 Ⅳ. 분석결과 < 표 3>, < 표 4>, < 표 5> 에는각각 58-60세인남성고령자의 주당 20시간이상근로여부, 주당 30시간이상근로여부, 주당 40시간이상근로여부 에대한선형확률모델의분석결과가제시되어있다 ( 기술통계량은부록에제시하였음 ). 각각의경우에대하여, 4개의모델로분석을시행하였다. 첫째모델은연금수급개시연령이 61세인 1953-1955 년생코호트인지의여부만을포함하였으며, 둘째모델은추가적으로출생연월의 1차항 8) 을포함하였다. 셋째모델은둘째모델에더하여개인특성변수인연령, 교육수준, 혼인상태, 거주지역을포함하였다. 마지막으로넷째모델은셋째모델에더하여 45-49 세의실업률 ( 월별 ) 과평균주당근로시간 ( 월별 ) 을통제하였다. 경제활동인구조사는결측값이존재하지않는장점을가지며, 따라서총분석대상은모든모델에서 170,047명으로동일하였다. 분석결과, 연금수급개시연령이 61세인 1953-55년생코호트들의 58-60세의노동시장참여율은연금수급개시연령이 60세인 1945-52년생코호트들보다일관되게높은것으로나타났다. 주당 20시간이상근로여부의경우 1953-55년생코호트들의노동시장참여율은 1945-52년생코호트들보다 3.7% 높았으며, 주당 30시간이상근로여부의경우 3.9% 높았고, 주당 40시간이상근로여부의경우 4.1% 높은것으로나타났다 ( 모델 1). 출생연월을추가로통제한모델 2에서는, 주당 30시간과주당 40시간이상근로여부의경우에만 1952-55년생코호트의노동시장참여율은 1945-52년생코호트들보다각각 1.9%, 2.4% 높은것으로나타났다. 개인특성을추가로통제한모델 3에서는, 주당 20시간, 30시간, 40시간이상근로여부모두에대해서 1952-55년생코호트들의노동시장참여율은 1945-52년생코호트들보다각각 1.1%, 2.3%, 2.6% 높은것으로나타났다. 그러나노동시장특성을추가적으로통제한모델 4에서는, 주당 20시간, 30시간, 40시간이상근로여부모두에대해서 1952-55년생코호트들의노동시장참여율은 1945-52년생코호트들과유의하게다른것으로나타나지않았다. 결론적으로본연구에서는연금수급개시연령의증가가고령자의노동시장참여율의증가시킨다는충분한증거를발견하지못하였다. 다른변수들의영향을살펴보면, 먼저모든모델에서출생연월이증가할수록 58-60 8) 출생연월변수는다음과같이계산하였다. [ 출생연월 =( 출생연도 - 1943) + (1/12) ( 출생월 - 1)] 267
세인남성고령자의노동시장참여율이유의하게증가하는것으로나타났다. 구체적으로출생연도가 1년증가할때남성고령자의노동시장참여율이 0.3-1.3% 증가하는것으로나타났다. 연령의경우에도모든모델에서연령이증가할수록노동시장참여율이감소한다는결과를일관되게보여주고있다. 구체적으로연령이 59세인경우 58세인경우에비하여노동시장참여율이 2.2-3.4% 낮은것으로나타났으며, 60세인경우 58세인경우에비하여 3.4-5.3% 낮은것으로나타났다. 교육수준의경우에도, 모든모델에서동일한결과를보여주었다. 교육수준이고졸인경우를기준으로하여, 초졸이하인경우노동시장참여율이 2.7-6.2% 낮은것으로나타났으며중졸인경우노동시장참여율이 1.6-2.6% 높은것으로나타났고전문대졸인경우유의한차이를나타내지않았으며, 대졸인경우노동시장참여율이각각 2.5-2.8% 낮은것으로나타났고마지막으로대학원졸인경우노동시장참여율이 3.9-5.7% 높은것으로나타났다. 혼인상태의경우에도, 유배우인경우를기준으로하여미혼인경우노동시장참여율이 33.8-36.6% 낮은것으로나타났으며사별및이혼인경우노동시장참여율이 14.1-14.7% 낮은것으로나타났다. 또한 45-49세남성의실업률이 1% 증가할때남성고령자의노동시장참여율은 2.6-3.5% 낮아지는것으로나타났으며, 45-49세남성의평균주당근로시간이 1시간증가할때고령자의노동시장참여율은 0.7-2.6% 증가하는것으로나타났다. 268
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 표 3. 남성고령자의주당 20 시간이상근로여부에대한선형확률모델의분석결과 모델 1 모델 2 모델 3 모델 4 회귀계수표준오차회귀계수표준오차회귀계수표준오차회귀계수표준오차 1953-55 년생 (Ref: 1945-52 년생 ) 0.037** 0.002 0.006 0.004 0.011* 0.004 0.000 0.004 출생연월 0.006** 0.001 0.006** 0.001 0.007** 0.001 연령 (Ref: 58 세 ) 59 세 -0.031** 0.003-0.030** 0.003 60 세 -0.049** 0.003-0.048** 0.003 교육수준 (Ref: 고졸 ) 초졸이하 -0.028** 0.003-0.027** 0.003 중졸 0.026** 0.003 0.026** 0.003 전문대졸 -0.010 0.007-0.011 0.007 대졸 -0.026** 0.004-0.025** 0.004 대학원졸 0.056** 0.006 0.056** 0.006 혼인상태 (Ref: 유배우 ) 미혼 -0.364** 0.012-0.364** 0.012 사별 / 이혼 -0.141** 0.004-0.141** 0.004 거주지역 (Ref: 동거주 ) 읍면거주 0.048** 0.003 0.047** 0.003 45-49 세실업률 ( 월별 ) -0.032** 0.003 45-49 세평균주당근로시간 ( 월별 ) 0.007** 0.001 상수항 0.694** 0.001 0.660** 0.004 0.687** 0.004 0.389** 0.030 결정계수 0.001 0.002 0.021 0.023 관찰수 170,047 주 : *p-value<0.01; **p-value<0.001. 269
표 4. 남성고령자의주당 30 시간이상근로여부에대한선형확률모델의분석결과 모델 1 모델 2 모델 3 모델 4 회귀계수표준오차회귀계수표준오차회귀계수표준오차회귀계수표준오차 1953-55 년생 (Ref: 1945-52 년생 ) 0.039** 0.003 0.019** 0.004 0.023** 0.004 0.008 0.004 출생연월 0.004** 0.001 0.004** 0.001 0.008** 0.001 연령 (Ref: 58 세 ) 59 세 -0.034** 0.003-0.031** 0.003 60 세 -0.053** 0.003-0.047** 0.003 교육수준 (Ref: 고졸 ) 초졸이하 -0.044** 0.003-0.043** 0.003 중졸 0.019** 0.003 0.019** 0.003 전문대졸 -0.007 0.008-0.008 0.008 대졸 -0.025** 0.004-0.025** 0.004 대학원졸 0.056** 0.006 0.057** 0.006 혼인상태 (Ref: 유배우 ) 미혼 -0.366** 0.012-0.366** 0.012 사별 / 이혼 -0.146** 0.004-0.147** 0.004 거주지역 (Ref: 동거주 ) 읍면거주 0.022** 0.003 0.021** 0.003 45-49 세실업률 ( 월별 ) -0.035** 0.003 45-49 세평균주당근로시간 ( 월별 ) 0.014** 0.001 상수항 0.650** 0.001 0.628** 0.004 0.670** 0.004 0.043 0.031 결정계수 0.001 0.002 0.019 0.024 관찰수 170,047 주 : *p-value<0.01; **p-value<0.001. 270
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 표 5. 남성고령자의주당 40 시간이상근로여부에대한선형확률모델의분석결과 모델 1 모델 2 모델 3 모델 4 회귀계수표준오차회귀계수표준오차회귀계수표준오차회귀계수표준오차 1953-55 년생 (Ref: 1945-52 년생 ) 0.041** 0.003 0.024** 0.004 0.026** 0.004 0.006 0.004 출생연월 0.003** 0.001 0.003** 0.001 0.013** 0.001 연령 (Ref: 58 세 ) 59 세 -0.030** 0.003-0.022** 0.003 60 세 -0.049** 0.003-0.034** 0.003 교육수준 (Ref: 고졸 ) 초졸이하 -0.062** 0.003-0.061** 0.003 중졸 0.016** 0.003 0.016** 0.003 전문대졸 -0.006 0.008-0.008 0.008 대졸 -0.027** 0.004-0.028** 0.004 대학원졸 0.039** 0.007 0.040** 0.007 혼인상태 (Ref: 유배우 ) 미혼사별 / 이혼거주지역 (Ref: 동거주 ) 읍면거주 -0.338** 0.013-0.338** 0.013-0.143** 0.004-0.144** 0.004-0.005 0.003-0.006 0.003 45-49 세실업률 ( 월별 ) -0.026** 0.003 45-49 세평균주당근로시간 ( 월별 ) 0.026** 0.001 상수항 0.571** 0.001 0.553** 0.004 0.605** 0.005-0.684** 0.032 결정계수 0.001 0.002 0.018 0.031 관찰수 170,047 주 : *p-value<0.01; **p-value<0.001. 271
Ⅴ. 결론 우리나라의완전노령연금의수급개시연령은 1998년국민연금법의개정으로인하여, 60세에서부터 65세까지점진적으로증가하게되었다. 구체적으로 1953년생부터출생연도기준으로 4년마다 1세씩증가하며, 따라서 2013년부터연금수급개시연령은 61세로증가하였고 2033년에 65세로증가하게된다. 본연구는이러한연금수급개시연령의증가가남성고령자의노동시장참여에미치는영향을확인하기위하여, 경제활동인구조사를사용하여 1945-52년생코호트와 1953-55년생코호트를비교하였다. 경제활동인구조사는대표성이있는대규모의표본을제공한다는장점을가진다. 본연구에서활용한경제활동인구조사의총관찰수는약 170,000개였다. 그러나분석결과, 본연구에서는연금수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60세) 의노동시장참여율을유의하게증가시킨다는증거를발견하지못하였다. 그러나그이유가통제변수들을충분히포함하지못하였기때문인지아니면정말로영향이존재하지않기때문인지의여부를확인할수는없었다. 매우많은관찰수를활용하였음에도불구하고이를확인할수없는이유는경제활동인구조사에서개인및가구, 그리고코호트별이질성을통제할수있는충분한변수를제공하지않기때문이다. 경제활동인구조사에서사용할수있는통제변수는출생연월, 교육수준, 혼인상태, 거주지역 ( 동 / 읍면 ) 뿐이다. 그렇지만본연구에서는연금수급개시연령의 1년의증가라는정책의상당한크기의외생적인변량과대규모의표본을사용하여분석을시행하였다는점에서, 본연구의결과는최소한우리나라에서는연금수급개시연령의증가가남성고령자의노동시장참여여부에충분한영향을주지는않았다는것을보여준다고말할수있을것이다. 만약우리나라에서연금수급개시연령의증가가남성고령자의노동시장참여율에영향을주지않았다면이에대해서는이론적으로세가지의이유가가능하다. 첫째는남성고령자의고용률이이미충분히높기때문일수있으며, 둘째는남성고령자의노동시장이매우경직되어있을수있기때문이고, 마지막으로셋째는아직까지국민연금이수급자비율또는연금액에서충분한급여수준을보장하지못하기때문일수있다. 국외에서이루어진기존연구들에서는연금수급개시연령의증가가고령자의고용률을상당히증가시킨다는것을발견하였다는점에서, 이세가지가능한이유들은모두앞으로연구가 272
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 이뤄져야할필요가있는매우중요한주제들이다. 본연구에서는국민들의경제활동에대한대표성이있는대규모의표본을제공하는경제활동인구조사를사용하였음에도불구하고, 해당자료가일반연구자들에게더많은정보를제공하지않고있음으로인하여최선의분석을시행할수는없었다. 경제활동인구조사에서개인또는가구아이디를제공한다면보다나은분석들이시행될수있다. 예를들어, Hanel 과 Riphahn(2012) 과같이다른정책을경험한코호트들의노동시장참여율변화에대하여이중차분법을사용하는경우모델의설명력을크게높일수있으며, 또한단순히이전의근로소득이나주당근로시간을통제하는것도모델의설명력을높이는매우유용한방법이다 (Hernæs et al., 2016). 이외에도응답자의거주지역이나가구원수등에대한정보들이추가적으로제공되는것만으로도보다타당성이있는분석을시행할수있다. 또한국민연금공단의개인들의국민연금보험료납부이력과노동시장참여여부에대한정보를활용할수있다면, 분석대상의연금수급권의여부를정확하게파악할수있어훨씬엄밀한분석을시행할수있을것이다. 본연구를기초로하여, 향후연구들에서는연금수급개시연령의증가가고령자의노동시장참여율에미치는영향을규명하기위한보다엄밀한연구들이수행될수있기를기대한다. 최요한은서울대학교에서사회복지학박사과정중에있으며, 한국보건사회연구원에서전문연구원으로재직중이다. 주요관심분야는장애인복지, 계량경제학이다. (E-mail: yohan.choi@daum.net) 273
참고문헌 국가법령정보센터. (2016). 국민연금법. http://www.law.go.kr에서 2016.11.25. 인출. 국가통계포털. (2016a). 국민연금통계. http://www.kosis.kr에서 2016.12.11. 인출. 국가통계포털. (2016b). 통계설명자료 ( 경제활동인구조사 ). http://www.kosis.kr에서 2016.12.5. 인출. 이용하, 김원섭, 한정림. (2012). 국민연금지급개시연령상향조정방안연구. 서울 : 국민연금연구원. 정홍원. (1998). 국민연금개정법안 (1988.12) 에대한분석 평가. 한국사회정책, 5(2), pp.189-219. 정홍원. (2008). 국민연금제도개혁의사회적대화. 정부학연구, 14(2), pp.135-160. 통계청. (2016). 2016년 8월경제활동인구월보. 대전 : 통계청. Atalay, K., & Barrett, G. F. (2015). The impact of age pension eligibility age on retirement and program dependence: evidence from an Australian experiment. Review of Economics and Statistics, 97(1), pp.71-87. Blau, D. M., & Goodstein, R. (2007). What explains trends in labor force participation of older men in the united states? (August 2007). IZA Discussion Paper No. 2991. Hanel, B., & Riphahn, R. T. (2012). The timing of retirement New evidence from Swiss female workers. Labour economics, 19(5), pp.718-728. Hernæs, E., Markussen, S., Piggott, J., & Røed, K. (2016). Pension reform and labor supply. Journal of Public Economics, 142, pp.39-55. Mastrobuoni, G. (2009). Labor supply effects of the recent social security benefit cuts: Empirical estimates using cohort discontinuities. Journal of public Economics, 93(11), pp.1224-1233. Pingle, J. F. (2006). Social Security's delayed retirement credit and the labor supply of older men (October 2006). FEDS Working Paper No. 2006-37. 274
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 부록. 기술통계량 부표 1. 코호트별기술통계량 1945 1946 1947 1948 1949 1950 1951 1952 1953 1954 1955 노동시장참여여부 주당 20 시간이상 0.68 0.68 0.68 0.71 0.68 0.71 0.69 0.71 0.71 0.73 0.74 주당 30 시간이상 0.64 0.64 0.64 0.67 0.64 0.66 0.65 0.66 0.67 0.69 0.70 주당 40 시간이상 0.56 0.56 0.57 0.59 0.55 0.58 0.57 0.57 0.59 0.61 0.63 연령 59.0(0.8) 59.0(0.8) 59.0(0.8) 59.0(0.8) 59.0(0.8) 59.0(0.8) 59.0(0.8) 59.0(0.8) 59.0(0.8) 59.0(0.8) 59.0(0.8) 교육수준 초졸이하 0.26 0.25 0.29 0.23 0.24 0.24 0.26 0.22 0.18 0.21 0.16 중졸 0.22 0.26 0.25 0.24 0.24 0.25 0.25 0.23 0.23 0.22 0.20 고졸 0.39 0.35 0.30 0.38 0.37 0.35 0.36 0.40 0.40 0.39 0.40 대졸 0.01 0.01 0.02 0.02 0.01 0.01 0.02 0.03 0.03 0.04 0.05 전문대졸 0.10 0.11 0.12 0.11 0.09 0.12 0.09 0.09 0.11 0.12 0.14 대학원졸 0.02 0.03 0.02 0.04 0.04 0.03 0.03 0.04 0.06 0.04 0.04 혼인상태 미혼 0.00 0.01 0.01 0.00 0.01 0.00 0.01 0.01 0.01 0.01 0.02 유배우 0.93 0.92 0.91 0.92 0.91 0.92 0.94 0.91 0.91 0.89 0.88 사별 / 이혼 0.06 0.07 0.08 0.07 0.08 0.08 0.06 0.08 0.08 0.10 0.10 거주지역 동 0.74 0.77 0.73 0.71 0.75 0.73 0.71 0.72 0.76 0.74 0.72 읍면 0.26 0.23 0.27 0.29 0.25 0.27 0.29 0.28 0.24 0.26 0.28 관찰수 12,313 14,052 16,183 16,322 14,886 15,309 13,701 17,519 14,136 18,010 17,616 주 : 제시된값들은연령, 관찰수를제외하고는모두비율을나타냄. 연령의경우에는괄호안에표준편차를함께제시함. 275
부그림 1. 45-49 세남성의실업률 ( 월별 ) 부그림 2. 45-49 세남성의평균주당근로시간 ( 월별 ) 276
국민연금의수급개시연령의증가가남성고령자 (58-60 세 ) 의노동시장참여에미치는영향 The Effect of Increases in the Pension Eligibility Age on the Labor Supply of Older Men in South Korea Choi, Yohan (Korea Institute for Health and Social Affairs) According to the reform in 1998 of the National Pension in South Korea, the pension eligibility age would increase, beginning in 2013, by one year every 5 years from the previous 60 until reaching 65. The increase in the pension eligibility age will lead to a net reduction in pension benefits, which is expected to result in a net income effect and increase the participation of the elderly in the labor market. The impact of pay incentives on people s labor market behavior is information that is integral to the design of benefits. Therefore, in this study, we analyzed the effect of the increase in the pension eligibility age in South Korea on the labor market participation of the elderly, using a monthly Economically Active Population Survey, which is representative and provides sufficient number of observations. Specifically, we analyzed whether there is a difference in the labor market participation rate between the birth cohort 1945-52 with the pension eligibility age of 60 and the birth cohort of 1953-55 with the pension eligibility age of 61. Labor market participation was defined as whether they worked more than 20 hours per week, more than 30 hours per week, and working more than 40 hours per week. For this, we analyzed whether the trend of the labor market participation rate according to the cohort resulted in the discontinuity due to the difference in pension eligibility age after controlling for personal characteristics and labor market variables. However, there was no consistent evidence that the increase in the pensionable age from 60 to 61 had an impact on the labor market participation rate of the elderly. Keywords: National Pension, Old-age Pension, Pension Eligibility Age, Cohort Research 277