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한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ), pp. 73~108 연구논문 강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 * 방하남 ** 신인철 *** 본연구는한국노동패널조사 (KLIPS) 자료를이용하여생애주된일자리로부터의퇴직과퇴직후재취업의과정을연계하여생애과정적관점에서중고령자들의노동시장동학을분석하였다. 먼저, 생애주된일자리에서의퇴직률분석결과, 개인의교육수준이높을수록안정된양질의일자리로취업될확률이높으며, 그에따라근속기간이길어지고따라서평균적으로퇴직이늦어지게되는것을패널자료분석을통해확인할수있었다. 특히, 임금근로자의경우기업내부노동시장의강한고용안정효과를간접적으로확인할수있었다. 정년제도가있는기업이정년제도가없는기업보다결과적고용안정효과가있는것으로나타났다. 다음으로생애주된일자리에서퇴직한이후재취업을할확률과재취업경로에대한분석을실시한결과, 과거주된일자리에서의임금이나소득수준등시장적유인요인보다는가구내경제적필요를나타내는가구부채가강한유출요인으로작용하고있는것으로나타났다. 이는우리나라중고령근로자들의퇴직후재취업이노후소득보장제도의미흡으로인한 어쩔수없는 선택이라는것을확인해주는것으로보인다. 중고령근로자들은대부분의경우생애주된일자리에서의퇴직시점이빨라최종적으로노동시장에서은퇴하기전까지여러경로와형태로재취업을할수밖에없게되고, 재취업을하더라도대부분영세자영업및근로조건이악화된일자리로하게되는것으로나타났다. 이러한연구결과를토대로생애주된일자리로부터의퇴직과퇴직이후의재취업과정과관련하여정책적시사점을제안하였다. 주제어 : 생애주된일자리, 퇴직, 은퇴, 직업력, 패널자료분석 * 이논문의초고는 2010 년경제학공동학술대회에서발표되었다. 그리고이논문의수정에많은도움을주신세분의심사자에게감사를드린다. ** 한국노동연구원선임연구위원. phang@kli.re.kr *** 성균관대학교서베이리서치센터연구원. sheldon@skku.edu

74 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) Ⅰ. 서론 인구고령화는각나라별로정도와속도의차이는있으나 21세기대부분의선진국이맞이하게될공통의사회적현상이다. 인구고령화로인한노인부양비증가가노인 ( 은퇴 ) 인구증가와청장년 ( 생산활동 ) 인구감소라는인구학적현상에의한것이라면, 서구선진국이당면하고있는또다른문제인근로자들의조기퇴직경향은은퇴와관련된소득보장제도와개별근로자의행위적반응 ( 즉조기퇴직의선택 ) 이상호작용하면서이루어진현상이라고볼수있다. 근로자들이공적연금제도에서정해진정년까지취업활동을하지않고그이전에조기퇴직을해버리는것이다. 그결과, 높아가는부양비자체로도문제인데, 조기퇴직으로인해부양을감당해야하는생산활동인구의풀 (pool) 까지줄어들게됨으로써서구의고령화경제 사회는이중의문제를안게된것이다. 한국의경우는다른선진국들에비해고령화의시작이늦었기때문에선진국들이현재겪고있는많은문제들로부터당장은자유로울수있다. 또한고령근로자들의노동시장참여율이어느선진국보다높아생산활동인구의급격한감소와같은문제는당분간심각하지않다고볼수도있다. 또한, 우리역시서구유럽국가들에서고령화와함께가장심각한문제인조기퇴직의현상을경험하고있지만, 자발적선택에의한서구와는달리비자발적강제에의한것이기때문에발생원인이완전히반대라할수있다. 하지만선진국들이경험하고있는이러한문제들이불과 30여년전에발생한것이라는점과우리의고령화속도가다른선진국과비교가안될정도로급속히이루어지고있다는점을고려할때, 먼미래의문제가아니라이미진행되고있는현재의문제로인식할필요가있다 ( 방하남 신동균 김동헌 신현구, 2005). 방하남외 (2005) 에따르면우리나라기업의평균정년은 55세인데소위 명예퇴직 이나 조기퇴직 등으로인하여실제로는평균 53세에직장을대부분비자발적으로퇴직하는것으로조사되고있다. 그러나한국취업자들이실제로경제활동을멈추는은퇴연령은평균 68세이므로 (Scherer, 2002), 한국의근로자들은생애주된직장에서퇴직한이후은퇴까지약 15년의기간동안더소득활동을하는것으로볼수있다. 그렇다면우리나라중 고령층근로자들은 실제로생애주된일자리에서어느정도근무하다언제어떻게퇴직을하고있는가?, 퇴직이후에재취업은누가어

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 75 떻게어떤경로를통해하게되는가? 또한그러한 근로생애종반기의노동이동 ( 퇴직과재취업 ) 의동학을결정하는주요요인들은어떤것들이며어느정도영향을미치는가? 본연구는인구와노동력의고령화시대에중 고령자노동시장의동학과관련된이러한질문들에대한답을얻고자한다. 지금까지기존연구들은중 고령근로자들의고용불안정을발생시키는노동시장구조와제도적환경들에대한검토와개선방안에국한되어진행된반면, 그밑바탕이되는정년퇴직및은퇴의동학에대한연구는부족한실정이며, 1) 그접근방법에있어서도여러문제점을내재하고있었다. 이에본연구에서는크게네가지측면에서기존의연구를넘어본주제와관련된이론적, 경험적논의에보탬이되고자한다. 첫째, 대부분의연구들이생애주된일자리를정의함에있어근속기간 ( 예 : 10년이상 ) 과전일제근무여부를판단기준으로사용하였다. 하지만, 이렇게할경우일자리변동이잦았거나고용상태가불안정한중 고령자들이가지고있던일자리들은고려의대상이되지못하는단점이있다. 이러한문제점에대한대안으로서본연구에서는장기패널자료인한국노동패널조사 (Korean Labor and Income Panel Study, 이하 KLIPS) 의장점을살려조사시점까지파악된개인의모든일자리가운데 본인이생애주된일자리로지목한일자리 를생애주된일자리로정의하고, 그일자리에서얼마나근속하였고언제퇴직을하였는지를파악하고모형분석을한다. 둘째, 과거의많은연구들이횡단면자료를이용함으로써혹은패널자료를이용하더라도자료의종단적장점을살리지못하고퇴직또는은퇴과정이완료된케이스들만을포함함으로써 선택의편의 문제를잠재적으로가지고있었다. 이는일정시점 (t) 에서과정이완료된케이스들만을분석에포함할경우상대적으로근속기간이짧은케이스들이포함될확률이더높게됨으로써생기게되는문제로, 아직퇴직이완전히이루어지지않은 50대중고령자들을분석대상에포함하는경우이문제는더욱심각하게된다. 본연구에서는현재진행중인생애주된일자리의지속기간도분석에포함함으로써선택의편의문제를최소화한다. 즉, 생존분석을통해 우측절단된 (right-censored) 관찰치의정보도모형의추정과정에서고려 1) 대부분의경우생애주된일자리로부터의퇴직이곧경제활동으로부터의은퇴로연결되는선진국의경우와달리우리나라는정년퇴직과은퇴의간격이넓어본연구에서는전자를 퇴직, 후자를 은퇴 로구분하고자한다.

76 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 됨으로써선택의편의가최소화된추정결과를얻을수있도록한다. 셋째, 대부분의연구들이생애주된일자리로부터의퇴직과정이나퇴직이후재취업과정중어느하나만을분석한데비하여본연구에서는양자를하나의데이터구조속에서연계시켜분석함으로써보다생애과정적관점에서중고령자들의노동시장동학을분석하고자한다. 따라서본연구는점진적은퇴와관련된방하남외 (2009) 의연구와연계되어있다. 넷째, 기존의대부분의연구들이근속기간이나재취업까지의기간을 년 (year) 단위로측정한데비해본연구에서는 KLIPS 의직업력자료를통해측정가능한최소단위인 월 (month) 단위로분석의대상이되는지속기간 ( 생애주된일자리의근속기간또는퇴직이후재취업까지걸린기간 ) 을측정하고모형분석을시도함으로써보다정교한분석결과를내놓고자한다. Ⅱ. 중 고령자의퇴직과은퇴의동학관련연구 앞서지적한것처럼급속한인구고령화와함께노동력의고령화현상이큰사회적문제로대두됨에따라최근들어중고령자들의퇴직및은퇴와관련된많은연구들이진행되고있다. 사실이들연구들은상호연관되어있기때문에명확한구분을하기는어렵지만, 크게두가지부류로구분이된다. 그첫번째는노동- 여가선택의이론에기반을둔경제학적모형이다. 특정시점에서일정한부를가지고있고외생적으로결정된시간당임금률에직면해있는개인들은여가와노동간의선택을통해개인의생애효용을극대화하려는경향이있는데, 이처럼한시점에일어나는개인들의합리적선택을분석하는부류이다. 두번째는근로와소비활동에대한생애주기모형과관련된다. 즉, 경제학적모형에서주된일자리에서완전히은퇴하여비경제활동상태로들어가는방식인전통적은퇴보다는주된일자리또는다른일자리에서근로시간을줄이거나자영업창업등을통해은퇴를지연하는 점진적은퇴 (gradual retirement) 에분석의초점을둔다 ( 장지연, 2003).

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 77 1. 경제학적접근 먼저중고령자들의노동시장참여와근로의지속성과관련된논의들에서는은퇴시기와은퇴에영향을미치는영향요인들에대한모형분석이주를이루고있다. 경제학적모형에서개인들의합리적선택에따라퇴직이일어나는시점에영향을주는요인들로는개인들의인적특성, 일자리의특성요인들, 건강, 그리고재정적인센티브등을들수있다 (Meadows, 2003). 먼저, 개인적특성과관련해서는퇴직으로인한기회비용이상대적으로적은저학력또는저숙련노동자들이고학력또는고숙련노동자들보다좀더일찍은퇴하는경향이강한것으로나타났다. 또한피부양자녀를가졌거나미혼인여성은조기은퇴율이상대적으로높고, 일보다는여가에삶의가치를더부여하는사람들역시일찍노동시장에서이탈하는것으로알려져있다 (Tillesley, Taylor, Beausoleil, Wilson and Walker 2001). 다음으로, 일자리의특성과관련된요인들은대부분은퇴에대한유출요인 (push factors) 에해당되며이들요인들은자발적요인과비자발적요인으로구분될수있다. 자발적유출요인으로는일에대한스트레스, 근로의욕, 일의자발성, 육체노동의정도, 근로조건등의유연성을들수있다. 그리고가장중요한비자발적유출요인으로는구조조정이나기술충격을든다 (Ruhm, 1990). 아울러기존의연구들에서는은퇴와관련된재정적 ( 디스 ) 인센티브로공적또는사적연금의효과에주목하였다. 예를들어브루스와그의동료들 (Bruce, Holtz-Eakin, Quinn, 2000) 은미국중고령자들의임금근로, 비임금근로, 비경제활동상태간의이동분석을통해연금자산과같은유동성제약이비임금근로로의진입에있어중요한역할로작용하는것을밝혀냈으며, 지시모폴로스와동료들 (Zissimopoulos, Maestas, Karoly, 2007) 의연구에서도임금근로자들의은퇴에있어연금이중요한영향을미치는것으로나타났다. 중고령자의은퇴시기에공적 사적연금자산이미치는효과에대한최근의국내연구로는이승렬 최강식 (2007), 안종범 정지운 (2008) 등의연구를들수있다. 이승렬 최강식 (2007) 은국민연금기대자산이중고령임금근로자의조기은퇴에미치는효과를알아보기위해한국노동패널자료를이용하여국민연금에가입한최초의일자리에서의잔존기간과취업유지상태를분석하였다. 분석결과에따르면, 국민연금기대자산수준이높을수록노동시장에서은퇴할확률이높지만, 그효과는미미한수준으로나타났다. 한편안종범 정지운 (2008) 은 OECD 국가의 1969~2005 년간의패널자료를이용하여

78 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 고령화와연금정책변화의영향력분석을실시한결과, 조기은퇴의결정에있어서연금제도의관대성에의한연금자산증가의효과가생각보다크지않았다는결론을내고있다. 중고령자의노동시장참여결정요인과근로의지속성여부와관련된국내의연구들에서는특히중고령자가구의소득불안정을중요한결정요인으로지적하고있다. 예를들어, 박경숙 (2002) 은고령층의경제활동참여율이증가하게된원인으로가족으로부터의부양기회약화와연금혜택부족등을들고있다. 또한 가계자산조사 자료를토대로고령자의노동시장참여의상당부분이근로생애동안축적한자산의불충분성에기인한생계유지형근로일가능성이높음을지적한반정호 (2008) 의연구역시이와맥을같이하고있다. 장지연 신현구 (2008) 도고령자의노동시장참여와소득에대한국제비교연구를통해한국의경우노후소득보장체계의미성숙으로인한계속적인소득창출의필요성이고령자의경제활동참가율을높이게되는요인으로작용하지만, 양질의고용기회가협소한임금부문보다는자영업부문으로의취업이이를가능하게해준다고역설한다. 통상적으로자영업자의은퇴시기가임금근로자보다늦기때문에, 한국근로자들의은퇴시기가서구국가들에비해늦은이유중의하나로고령자가운데높은자영업취업비율이지적되고있다 ( 방하남외, 2009). 하지만장지연 호정화 (2002) 에따르면임금근로자와비임금근로자간에은퇴시점에있어서상당한격차가존재해왔지만, 이러한격차는경제위기이후는점차감소하는경향이있다는한다. 고령화연구패널조사 자료를이용하여 45세이상의자영업자와임금근로자의기대은퇴시기를분석한이철희 (2008) 의연구에서도자영업자들의기대은퇴시기가늦은것은자영업취업의특성상임금근로보다는근로의욕, 건강, 생산성등개인적인특성에부합하는일자리선택이가능하기때문인것으로분석되고있다. 즉자영업자들이늦게까지일할수있는것은그들이상대적으로가난하기때문이아니라고령기에근로조건과근로시간을선택 조정하는데있어서임금근로보다더선택의폭이넓기때문이라는것이다. 2. 생애주기적접근 최근생애주기모형에기초하여중고령자들의은퇴유형과경로를분석하려는시도가활발해지고있다. 노동-여가선택이론에기초한모형들에서는취업에서퇴직

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 79 ( 은퇴 ) 으로의이동이하나의시점에일어나는사건 (event) 으로가정되는반면, 생애주기모형에서는점진적과정 (process) 으로가정된다. 즉완전취업과완전은퇴사이에부분은퇴 (partial retirement) 혹은부분취업의단계가포함된것이다 (Brueckner and Mayer, 2005; OECD, 2000). 특히, 점진적은퇴프로그램은제조업부문보다는서비스업부문에서보다보편적이며, 서비스업의증가에따라이러한단계적은퇴가증가하고있다고한다 (Hutchens, Grace-Martin, 2004; Chen, Scott, 2006). 2005 년미국의 50세이상중고령자들의 38% 가점진적은퇴에관심을가지고있다는브라운 (Brown, 2005) 의연구결과가이를잘보여주고있다. 2) 이러한생애주기적관점에서푹스 (Fuchs, 1982) 는근로생애후반기임금근로에서비임금근로로의이행에초점을두어비임금근로자들이노동시간단축을통해계속해서일을할가능성이높으며, 이러한결정에는건강, 연령및연금등이주요한요인으로작용한다고보았다. 특히흥미로운점은임금근로에서비임금근로로전환할가능성은비임금근로에서필요로하는유사한기술을획득할수있는일자리경력이많을수록증가한다는것이다. 또한잔드레아와동료들 (Giandrea, Cahill and Quinn, 2008) 의연구에서는미국의 HRS(Health and Retirement Study) 자료를이용하여중고령자들의일자리이행형태는비임금근로에서의유입과유출이일반적이며, 이러한이행에있어건강상태, 일자리경력그리고재정적상황이중요한영향을미치는것으로나타났다. 특히은퇴와함께재정적부담을경험하게되는중고령자들에게있어비임금근로는근로생애의연장기재로서의기능을한다고보았다. 중고령근로자들의은퇴유형과은퇴경로에대한국내의연구도패널자료의활용가능성증가로인하여최근들어활발히진행되고있다. 먼저박경숙 (2003) 은고용형태와소득원별재정상태에따라고령자들의노동시장이탈과정을 4가지로유 2) 하지만, 이러한단계적은퇴, 부분은퇴, 시간제은퇴 (part-time retirement) 라는용어들은맥락에따라다양하게적용되고있다. 예를들어부분은퇴개념이단계적은퇴대신에사용되는경우도있으며 (Gustman, 1985, Honig, 1985), 럼 (Ruhm, 1990) 은 주된일자리이후의일자리 (post career bridge employment)' 와부분은퇴를명확히구분하고있다. 하지만기존의연구를종합해보면, 단계적은퇴는주된일자리에서이탈하지않고근로와고용상태를변화시키는것을말한다 (Chen and Scott, 2003). 반면부분은퇴는근로시간이나임금수준이감소됨과동시에자영업으로이동하거나또다른일자리로이동하는경우를말한다 (Gustman and Steinmer, 1986; Scott, 2004). 시간제은퇴의경우미국의예를들자면, 주당근로시간이 34 시간미만이거나, 연평균 1,600 시간미만이며낮은임금을특징으로하고있으나, 반드시일자리가바뀌어야하는것은아니다 (Quinn, 1999).

80 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 형화하였다. 먼저상대적으로안정된고용상태를거친후정년제또는연금보장제도에따라노동시장에서은퇴하는형태로대체로정규직임금근로자의은퇴유형이이에속한다. 다음으로노후연금이나자산소득을확보하고있는고소득자영업종사자의은퇴및자녀로부터지원이가능한상황에서노동시장을이탈하는경우이다. 마지막으로개인자산이나공적인연금도부족하고, 자녀로부터지원도받지못하여취업과미취업을반복하는경우를들면서, 이러한한국의은퇴과정은다른선진국가들과는다른양상을보임을역설하였다. 방하남등 (2005) 은한국의경우고령층의경제활동참가율이높다하더라도그취업형태는자영업이높은비율을차지하고임금취업자도비정규직또는불안정한고용형태가주를이루고있다는점에주목한다. 이에기초하여고령근로자의노동시장에서의은퇴양상을분석한결과, 우리나라의은퇴제도는기업의강제퇴직 ( 약 55세 ), 공적연금의정년 (60 세 65 세 ), 그리고실질적인은퇴 (68 세 ) 연령간에간극이넓고단절된특징을가진다고보았다. 또한장지연 (2003) 은정규직임금근로자의대안적은퇴경로로서임시 일용직또는자영업창업이중요한역할을하는지를분석하였다. 이를통해전일제근로에서바로비경제활동상태로이동하는것은정규직임금근로자의경우에만해당되며, 이들이근로시간을줄이는방식으로노동시장에잔류하는것은현실적으로가능성이매우낮음을보여주었다. 또한우리나라노동시장에서임시 일용직과자영업자의비중이높기는하지만정규직임금근로자들이자신의주된일자리에서퇴직하게될때선택하는현실적인대안은아니라고보았다. 이러한주장은중 고령자노동시장이 1차와 2차임금노동시장과대부분영세한자영업시장이라는분절적인삼중구조를형성하고있음을시사하고있다 ( 장지연, 2007). Ⅲ. 자료및분석모형 1. 분석자료 이미언급한바와같이본연구에서모형분석에이용한자료는 KLIPS(1~9 차 ) 의원자료이다. 하지만, 본연구에서는분석내용 ( 퇴직과정, 재취업과정 ) 에따라분석

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 81 대상과자료의구성이다소차이가있어동자료의특성과분석을위한구조화방법에대해간략히살펴본다. KLIPS 는 2010 년현재 1998 년부터 2009 년까지총 12 회에걸쳐조사가이루어졌다. 동조사자료는크게가구용과개인용으로나뉘며, 개인용은다시취업자용, 미취업자용, 신규용자료로나뉜다. 특히유형설문은지난조사시의일자리와현재일자리지속여부를토대로여덟가지유형으로구성되며, 이렇게조사된개인의일자리변동과관련된정보는회고적자료와결합되어직업력자료 (work history data) 를구성하는토대가된다. 3) 이러한직업력자료는 KLIPS 만이가지고있는최대의장점으로평가받고있다. 또한가구용및개인용으로구성되어매년비슷한내용을반복조사하는본조사자료와는달리 2000년 3차년도부터는중요한쟁점에대한심층조사를위해부가조사를실시하고있다. 이렇게조사된내용들은가구용자료, 개인용자료, 신규조사용자료및직업력자료의형태로가공되어사용자들에게제공되고있다. 1) 생애주된일자리로부터의퇴직과정분석을위한자료의구조화 본연구에서는중고령자들이현재종사하고있거나과거에종사한일자리중에서생애가장주된일자리가무엇이었는가를알아보기위해 6차년도 (2003 년 ) 에실시한 중고령자부가조사 ( 이하부가조사 ) 를이용한다. 4차년도부가조사에서도만 45세이상의개인응답자들대상으로 건강과은퇴 라는주제를다루었지만, 6차년도부가조사에서중고령자의노동시장참여와은퇴과정에집중하여만 50세 (1953 년 4월 30일이전출생자 ) 이상의개인응답자들을대상으로조사를실시하였기때문이다. 특히이들의은퇴여부, 생애주된일자리의특성및해당일자리에서의퇴직여부, 만 45세당시의일자리특성등에대한자세한정보를담고있기때문에중고령자들의생애주된일자리연구에있어가장적합한자료라하겠다. 부가조사에응답한만 50세이상의중고령자는총 3,530 명으로, 이들은완전은퇴자 1,171 명, 주된일자리에서은퇴하였으나소일거리로일을하고있는 65명, 비 3) 지난조사시보유했고현재에도지속되는일자리에대해서는임금근로자는유형 1, 비임금근로자는유형 3 의설문을받는다. 반면, 지난조사시보유했고현재는지속되지않는일자리에대해서는임금근로자는유형 2, 비임금근로자는유형 4 의설문을받으며, 지난조사이후시작되었고현재도지속되는일자리에대해서는임금근로자는유형 5, 비임금근로자는유형 7 의설문에응답하게된다. 이와는달리, 지난조사이후시작되었고현재조사이전에끝난일자리에대해서는임금근로자는유형 6, 비임금근로자는유형 8 의설문을받는다.

82 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 은퇴자 1,530 명, 생애취업경험이없는 764 명으로구성된다. 본연구에서는이들중 생애취업경험이없는자 를포함하여 완전은퇴하였다고응답하였으나현재소득이나수입을얻기위한취업활동을하고있다 고응답한경우, 또는 은퇴후소일거리를하면서도현재일자리가주된일자리라고응답한경우 등은분석에서제외하였다. 그리고생애주된일자리의시작년도와종료년도에대한정보가부재한케이스를제외하고최종적으로 2,620 명을분석표본으로하였다. 이렇게선택된표본은다시부가조사설문의 현재취업하고있는일자리가 님의생애에서가장주된 ( 중요한 ) 일자리입니까? 를이용하여 (a) 생애주된일자리에서퇴직한그룹과 (b) 현재에도생애주된일자리를계속하고있는그룹으로나눠서로다른자료구조화과정을거쳤다. 상술하면먼저부가조사당시 (a) 생애주된일자리에서퇴직한사람들은부가조사에서조사된생애주된일자리의산업, 직종, 일자리시작및종료시기, 종사상지위, 근로시간형태, 사업체규모, 주당근로시간및근로일수, 월평균소득또는임금, 정년제여부및정년, 그리고퇴직의자발성여부와관련된정보를사용하였다. 이와는달리 (b) 현재아직생애주된일자리에취업중인사람들의경우는노동패널의직업력 (work history) 자료를이용하여 6차년도당시주된일자리이면서이전조사이후에새로시작하였거나이전조사의일자리를지속하고있는경우의일자리정보를이용하였다. 직업력에는정년제여부및정년과관련된문항을제외한앞서살펴본정보들이포함되어있는데, 해당일자리에서의퇴직여부를확인하기위해 9차년도까지수집된일자리정보를이용하여최종관찰시점 (9차년도 ) 당시또는이전에일자리를종료한경우에는퇴직자로분류하여이들의퇴직당시의일자리정보를이용하였다. 반면, 최종관찰시점까지일자리를계속하고있거나퇴직여부를확인하지못하고기타다양한사유로인해추적이중단된경우는우측절단된케이스로분류하였다. 이러한과정을통해전체표본 2,620 명중생애주된일자리에서퇴직한자는이미 6차년도조사당시에이미퇴직한사람과직업력추적을통해퇴직자로확인된중고령자를포함하여총1,773 명이며, 생애주된일자리를지속하는자는 847 명이다. 2) 생애주된일자리퇴직이후재취업과정분석을위한자료의구조화 다음으로본연구에서는생애주된일자리에서퇴직후재취업으로의이동과정

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 83 과이동경로 ( 임금대비임금근로 ) 를살펴보기위해 1~9 차년도개인용자료를이용한다. 본분석에포함된표본은앞의생애주된일자리재구조화과정을통해퇴직자로분류된 1,773 명중에서첫조사년도인 1998 년이후에퇴직한중고령자로제한하였다. 표본을퇴직시기를고려하여제한하는이유는 KLIPS 가가지고있는자료의특성때문이다. 즉 KLIPS 자료가모든개인이생애기간동안가지고있던모든일자리에대한정보를포함하고있기는하지만 1998 년이전에종료된일자리에대한회고적자료의경우에는산업, 직종, 종사상지위등의제한적정보만을포함하고있고개인적특성이나가구특성의상태나변화는알수없기때문이다. 따라서분석에서는이러한정보들을이용할수있는 1차년도조사이후퇴직자만을포함하였다. 구체적으로 6차년도중고령자부가조사당시이미퇴직한중고령자의경우이들의퇴직시기를고려하여 1998 년이후퇴직자만을추출하였다. 이렇게추출된표본은 1~9 차년도의개인용자료와가구용자료를통합한자료와결합시켜이들이퇴직이후재취업을했는지여부와재취업시점을월단위로확인하였다. 4) 반면, 6차년도당시생애주된일자리를지속하고있는중고령자들은앞에서기술한것처럼직업력자료를이용하여퇴직자만을추출하고, 6~9 차년도개인용자료와가구용자료를통합하여이들이퇴직이후재취업하였는가를확인하였다. 이러한과정을통해선택된각개인들은조사시점에따라해당연도의개인적특성과가구특성변인들과결합하여통합자료를구축하였다. 2. 분석모형과분석변수 본연구에서는생애주된일자리에서의근속기간 (t) 이지남에따라그일자리로부터의이탈 ( 퇴직 ) 이일어날위험률 (hazard rate) 을패널자료를이용하여분석한다. 동적인분석을함에있어분석대상중고령자들의개인적혹은일자리와관련된어떤요인들이어느정도영향을미치는가를분석하고그결과를논의한다. 일반적으로연속적인시간 T에서 m개의사건중에서특정사건 j ( 에의해사건이발생할위험률 (hazard rate) 은다음과같이나타 4) 여기서유의해야할것은 6 차년도당시이미생애주된일자리에서퇴직한중고령자들의경우에는조사시에생애주된일자리정보를기존의직업력자료와일치시키지않고별도의문항으로재조사하였기때문에부가조사자료에서조사된일자리정보와개인용자료에서조사된일자리정보와완전히일치하지않는경우가있다. 이러한사례들은퇴직시기를고려하여퇴직년도또는그이후에새로운일자리를얻은경우재취업한것으로간주한다.

84 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 낼수있다. λ lim 또한, 누적위험률은전체위험률의합으로아래와같이나타낼수있다. Λ λ μ 1) 기술적분석 : 생애주된일자리에서의퇴직및재취업과정에대한생존함수추정 생존분석에서의중심은생존함수 (survival function) 및위험함수 (hazard function) 의추정에있다. 특히과정의분포에대한특정한가정을하고있지않기때문에, 연구대상의과정적특성을탐색적으로살펴보기위한유용한방법으로비모수적추정방법 (nonparametric estimation methods) 이많이이용된다. 본연구에서는중고령자들이생애주된일자리에서의퇴직과퇴직후재취업률이시간의경과에따라어떻게변화하는가를탐색적으로살펴보기위해카플란 -마이어 (Kaplan-Meier, 이하 KM) 추정법을이용하여생존함수및위험함수를추정하였다 (Kaplan-Meier, 1958). KM 추정법은전통적인생명표법 (life table method) 에서처럼관측시간간격에대한연구자의임의적정의가필요치않고최소하나의사건이발생한모든시점에서의위험률추정이가능한장점을가지고있다. 생존함수 의 KM 추정량 는아래와같이정의할수있다 (Cox and Oakes, 1984). 여기에서 는 시점당시주된일자리 ( 또는퇴직후 ) 에서퇴직 ( 또는재취업 ) 하지못한중고령자의수이고, 는 시점당시주된일자리 ( 또는퇴직후 ) 에서퇴직

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 85 ( 또는재취업 ) 한중고령자의수이다. 동추정방법을이용하여분석대상에따라몇가지집단으로구분하여각각의추정량을비교하였다. 먼저생애주된일자리에서의퇴직과관련해서는일자리와성별특성을고려하여남성임금근로자, 여성임금근로자, 남성비임금근로자및여성비임금근로자집단으로분류하고이들각각의생존함수와위험함수를추정한다. 다음으로생애주된일자리에서퇴직한중고령자들의퇴직후첫번째일자리로의재취업분석에있어서는재취업일자리의특성과이전일자리의특성을고려하여이전에임금근로자또는비임금근로자였던중고령자들이재취업시임금근로또는비임금근로로재취업할경우의생존함수와위험함수를추정한다. 5) 2) 분석모형과분석변수들 (1) 생애주된일자리에서의퇴직률 (retirement hazard) 분석본연구의첫번째모형분석으로우리는중고령자들이자신의생애에서종사하였던가장주된일자리에서퇴직을함에있어근속년수가증가함에따라개인과소속일자리의어떠한특성들이유의미한영향을미치는가를분석하기위해콕스 (Cox) 모형을이용한다. 일반적으로분석의대상이되는위험률이특정한분포를가지고있다는사전판단이어려운경우가많다. 이처럼시간종속적이행률을가정하는모수모형 (parametric model) 과는달리콕스모형은이행률에대한특정한가정을부여하지않으면서포함된각변인들의상대적효과를분석할수있는장점을가지고있다. 기저위험률 (baseline hazard rate) 에대한가정을하지않는콕스모형의편우도 (partial likelihood) 는다음과같이나타낼수있다 (Cox, 1972). β β 5) 이전일자리의특성을고려하는것은가히중요하다하겠다. 예를들어, 김학주 우경숙 (2004) 은한국노동패널을이용하여인적자본요인, 노동시장요인, 제도적요인이중고령자의재취업에미치는효과를분석하였으나, 이전일자리의특성을고려하지않음으로써임금근로자와비임금근로자사이에존재할수있는구조적차이점을간과한한계를보여주었다.

86 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 여기서, 는사건 j가발생하는시간의수를나타내며, 는그러한시간의순위를나타낸다. 또한 는 가포함된시간의집합을나타낸다. 또한, 는이러한사건이발생함에영향을주는변인들을나타낸다. 본연구에서의위험률을유발하는사건은퇴직이기때문에개인별로사건의개수는 1개가된다. 즉, 생애주된일자리에서퇴직할경우는 1의값을, 계속근로를할경우에는 0의값을갖는다. 퇴직이발생할위험률에영향을미칠수있는독립변인들로는개인의인적특성과관련된변수와일자리와관련된변수로대별될수있다. 먼저개인의인적특성과관련된것으로, 성 ( 여성 =1) 과교육수준 ( 대졸 =1) 변수를각각더미 (dummy) 화하여모형에포함시켰다. 다음으로연령효과를통제하기위해개인들의출생시기를 3년단위로구분하고더미변수화하여모형에포함하였다. 두번째변인군은생애주된일자리에의취업과관련된것으로, 먼저시기효과의분석을위해취업시기는 1960 대이전취업자, 1960~1970 년대취업자, 1980~1990년대취업자, 그리고 2000년대이후의취업자로구분하고, 이역시더미변수화하여포함시켰다. 다음으로현재종사하고있거나종사했었던산업을대분류수준에서 8개의산업군으로분류하고이들각각을더미화하여포함시켰다. 직종도이와동일한방법으로변환하였다. 임금또는소득변수는생애주된일자리에서퇴직한사람들은퇴직당시의임금또는소득이며, 계속근로자들은최종적으로관찰된시점에서의임금또는소득으로측정하고로그변환하였다. 일자리의조직적특성으로서근무한사업체규모는소규모 (30인미만), 중규모 (30~300 인미만 ), 대규모 (300 인이상 ) 사업장으로분류하고더미화하여분석에이용하였다. 마지막으로임금근로자의경우에는이전사업장에서정년제도가있었는지여부를변수로포함하였다.

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 87 < 표 1> 50세이상중고령자들의인적특성및일자리특성 특성 구분 빈도 (%) ( 인적특성 ) 성별 남성여성 1,489 ( 56.8) 1,131 ( 43.2) 교육수준 출생시기 ( 일자리특성 ) 취업시기 산업 직종 종사상지위 사업체규모 고졸이하대졸이상 1929 년이하 1930~1932 년 1933~1935 년 1936~1938 년 1939~1941 년 1942~1944년 1945~1947 년 1948~1950 년 1951 년이후 1960 년이전 1960~1979 년 1980~1999년 2000년이후농림 어업 광업제조업건설업도소매 음식숙박업운수 창고 통신업금융 보험 부동산 사업서비스업공공서비스업기타고위임직원 관리자전문가 기술공 준전문가서무종사자서비스 판매종사자농업 임업 어업근로자기능원 장치기계조작원단순노무직근로자기타상용직임시 일용직고용주 자영업자무급가족종사자소규모중규모대규모 2,327 ( 88.8) 293 ( 11.2) 300 ( 11.5) 170 ( 6.5) 184 ( 7.0) 259 ( 9.9) 307 ( 11.7) 293 ( 11.2) 325 ( 12.4) 430 ( 16.4) 352 ( 13.4) 352 ( 13.4) 865 ( 33.0) 1,050 ( 40.1) 353 ( 13.5) 603 ( 23.0) 466 ( 17.8) 247 ( 9.4) 542 ( 20.7) 132 ( 5.0) 204 ( 7.8) 253 ( 9.7) 173 ( 6.6) 120 ( 4.6) 276 ( 10.5) 123 ( 4.7) 596 ( 22.8) 551 ( 21.0) 595 ( 22.7) 350 ( 13.4) 9 ( 0.3) 935 ( 35.7) 374 ( 14.3) 1,140 ( 43.5) 171 ( 6.5) 2,159 ( 82.4) 282 ( 10.8) 179 ( 6.8) 평균임금 ( 소득 )1) 119.8(0~2000) 사업장정년여부 없음 2,095 ( 80.0) 있음 525 ( 20.0) 퇴직여부 주 : 1) 평균임금 ( 범위 ) 일자리지속퇴직 847 ( 32.3) 1,773 ( 67.7) 전체 2,620 (100.0)

88 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) (2) 생애주된일자리퇴직후재취업률 (reemployment hazard) 분석이행률 (transition rate) 모형과관련된많은연구에서위험률의경과기간 (duration) 에따른분포 h(t) 에대한사전적판단이어려운경우가많다. 이러한경우경과기간을최소한의단위로분할하여분할된기간 ( 예 : 1달 ) 동안에는위험률이일정하다는가정을하면서이행률을분석할수있는유용한모형이동일구간지수모형 (Piecewise-constant Exponential Model) 이다. 여기에서기본적인분석전략은시간축을특정기간의단위 (time period) 로나누고, 이행률이각각의기간내에서는일정하고기간들간에는변화할수있다고가정하는것이다. 즉, 분할점 (breakpoint) 을 0=τ1<τ2< <τ = 으로기간간격을정의하고, j번째사건유형에대한기저위험률이단위기간내에서일정한값을갖는하나의계단함수 (step function) 라고가정하는것으로이를표현하면아래와같다 (Blossfeld, Golsch, and Rohwer, 2007). λ α β, 단, τ τ 이처럼사건 j에의해발생한조건부확률은다음과같이얻을수있으며, 이는다항로짓모형과같으며이를함수로표현하면다음과같다. π α β α β 본연구의두번째모형은생애주된일자리에서퇴직한중고령자들의재취업률을분석하는것으로재취업률뿐만아니라재취업이일어난경로, 즉임금근로대비임금근로로의재취업을 경쟁적위험 (competing risk) 생존모형을이용하여분석하였다. 따라서두번째모형에서발생사건은두가지로임금근로로의재취업 (1), 비임금근로로의재취업 (2), 그리고미취업상태가계속되는경우 (0) 이다. 경로별재취업률에영향을주는요인으로는개인의인적특성, 가구특성그리고이전일자리의특성을고려한다. 개인적특성의경우앞서살펴본콕스모형과마찬가지로성별은남성과여성으로, 교육수준은중졸이하, 고졸, 대졸이상으로더미

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 89 화하여분석한다. 출생시기는표본규모를고려하여 5년단위로 (1934 년이전출생, 1935~1939 년출생, 1940~1944 년출생, 1945~1949 년출생, 1950 년이후출생 ) 구분한다. 다음으로가구특성과관련된변인으로가구의부동자산정도를나타내는대리변인으로주택소유여부를고려하였다. 가구소득은경상소득중에서중고령자가재취업할경우내생성이강한근로소득이나사업소득을제외한재산소득만을포함하고, 근로를통한소득창출필요성과연관성이높은가구내부채정도를포함하되, 양자모두로그변환하여분석에이용한다. 마지막으로이전일자리의특성과관련해서는이전일자리에서일한근속년수를 5년미만, 5~10 년미만, 10 년이상으로구분하여, 일자리유형이임금근로였는지비임금근로였는지로구분하고모두더미화하여분석한다. 또한이전일자리에서의임금또는소득역시로그변환하여변수로포함한다 (< 표 2> 참조 ). < 표 2> 생애주된일자리퇴직자의재취업분석에이용된변인들의특성 특성 구분 빈도 (%) 개인적특성 성별 남성 434 52.5 여성 393 47.5 교육수준 중졸이하 549 66.4 고졸 188 22.7 대졸이상 90 10.9 출생시기 1934 년이하 98 11.9 1935~939년 145 17.5 1940~1944년 201 24.3 1945~1949년 216 26.1 1950 년이상 167 20.2 가구특성 주택보유여부 미보유 195 23.6 보유 632 76.4 부채규모 1) 13.5 [0~250) 이전일자리특성 근속기간 5년미만 233 28.2 5~10년미만 142 17.2 10년이상 452 54.7 일자리유형 임금근로 483 58.4 비임금근로 344 41.6 월평균소득 ( 임금 ) 1) 119.9 (0~2,000) 주 : 1) 부채규모와월평균소득 ( 임금 ) 과관련된사항은평균 ( 범위 ) 을나타냄.

90 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) Ⅳ. 분석결과 1. 생애주된일자리로부터의퇴직 1) 생애주된일자리로부터의퇴직률 : KM 추정 < 그림 1> 은중고령자들의생애주된일자리로부터의퇴직과정 ( 즉근속생존률 ) 과취업상태에서퇴직으로의위험률을 KM 비모수모형으로추정한결과이다. 추정결과는남성-여성과임금- 비임금근로의구분을통해네개의그룹별로제시되어있다. 단위시간을 월 로하여생존률을추정한결과를보면예상대로임금근로에비해비임금근로자의퇴직과정이완만하게이루어지고있으며근속기간에있어서남성과여성의차이는임금근로자가운데서만크게나타나고있는데여성보다는남성의생존확률이큰폭으로높은것을볼수있다. 특히여성들의경우초기의위험률이높아생존률도근속 10년까지급속하게떨어지는것을볼수있다. [ 그림 1] 생애주된일자리로부터의퇴직에대한생존함수및위험률함수추정결과 <Kaplan-Meier Survival estimates> <Smoothed Hazard estimates> 남성임금 여성임금 남성비임금 여성비임금

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 91 2) 생애주된일자리에서의퇴직률모형분석 기술적분석을통해살펴본중고령자들의퇴직률은개인적특성과해당일자리의산업과직종의특성에따라상당한차이를보이고있다. 이에중고령자들이생애주된일자리에서퇴직함에있어각특성들이어떠한영향을미치는가를살펴보기위해콕스의위험률 (Cox's hazard rate) 분석을실시한다. 모형분석은일자리형태에따라집단을분류하고각집단별로개인적특성만을포함한모형 ( 모형 Ⅰ, 모형Ⅲ) 과일자리특성을함께고려한모형 ( 모형Ⅱ와모형Ⅳ) 을각각분석하였다. 퇴직자전체를대상으로이들이각각의일자리형태에따라해당일자리의퇴직률에영향을미치는요인들을살펴보면 < 표 3> 과같다. 먼저임금근로자의경우, 개인적특성만을고려했을때 ( 모형Ⅰ), 남성보다는여성의퇴직률이높으며, 대졸자들이고졸미만자보다좀더생애주된일자리에오래머무르는것으로나타났다. 또한앞서확인된바와같이임금근로자들의퇴직률에있어서출생년도가빠를수록해당일자리에서퇴직할가능성이높으며, 최근에생애주된일자리에취업한경우퇴직률은낮은것으로나타난다. 다음으로생애주된일자리의특성을함께고려할경우 ( 모형 Ⅱ), 개인적특성에서성별, 출생년도나취업시기의효과는앞의결과와동일하지만교육효과는사라지는것으로나타난다. 이는생애주된일자리에서의퇴직에미치는교육수준의효과는개인들의일자리선택혹은배치효과를매개로이루어질가능성을시사하고있다. 또한소득이높은경우, 대기업에서일할경우, 정년제도를통해정년이보장된경우, 상용직에근무한경우등보다안정된일자리에서근무할경우생애주된일자리에보다오래머무는것으로나타났다. 산업별로는공공서비스업에비해제조업과도소매 음식 숙박업에종사한중고령자들의퇴직확률이상대적으로높은것으로나타났다. 또한, 직종별로는사무직종사자에비해농림어업직, 기능원 장치기계조작직, 단순노무직에종사하는근로자의경우좀더오래생애주된일자리에머무를확률이높았다. 다음으로비임금근로자의분석결과를살펴보면 < 표 3> 의오른쪽두개열에제시된결과와같다. 우선개인적특성만고려할경우 ( 모형Ⅲ), 개인적특성이미치는효과는임금근로자의경우와유사하게나타난다. 그러나교육수준의효과에있어서는, 임금근로자의경우와는반대로, 대졸자의경우고졸이하에비해비임금근로자에서퇴직할확률이더높은것으로나타났다. 또한, 일자리특성을고려할경우 ( 모형 Ⅳ), 임금근로자의경우와는다르게, 성별에따른효과는유의미하지않게

92 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 변하였다. 아울러임금근로자와는달리유의미한산업효과는발견되고있지않는가운데, 직종별로는농림어업직의경우다른직종에비해상당히오래자영업에머무는것으로추정되고있다. 비임금근로의경우에도소득의 -효과는유의미하게나타나고있다. 즉자영업소득이높을수록퇴직률은감소하는것으로나타났다. < 표 3> 생애주된일자리에서의퇴직률 (Cox's Hazard Rate) 분석결과 ( 취업자전체 ) 임금근로자 비임금근로자 모형Ⅰ 모형Ⅱ 모형Ⅲ 모형Ⅳ 성별 ( 여성 =1) 0.57 (0.07) *** 0.29 (0.08) *** 0.17 (0.07) ** 0.05 (0.08) 교육수준 ( 대졸 =1) -0.24 (0.09) *** 0.09 (0.12) 0.54 (0.15) *** 0.30 (0.17) * 출생년도 ( 기준 =1950 년이후출생 ) 출생년도1 (1929년이하 ) 1.21 (0.16) *** 0.80 (0.18) *** 0.82 (0.16) *** 0.76 (0.17) *** 출생년도2 (1930~1932 년 ) 1.08 (0.16) *** 0.80 (0.17) *** 0.43 (0.18) ** 0.45 (0.18) ** 출생년도3 (1933~1932년) 1.07 (0.16) *** 0.75 (0.17) *** 0.31 (0.18) * 0.31 (0.18) * 출생년도4 (1936~1938년) 0.92 (0.14) *** 0.78 (0.14) *** 0.31 (0.17) * 0.41 (0.17) ** 출생년도5 (1939~19341) 0.76 (0.13) *** 0.55 (0.14) *** 0.15 (0.17) 0.18 (0.17) 출생년도6 (1942~1944년) 0.67 (0.14) *** 0.58 (0.14) *** -0.15 (0.17) -0.02 (0.17) 출생년도7 (1945~1947 년 ) 0.58 (0.14) *** 0.51 (0.14) *** -0.07 (0.17) 0.03 (0.17) 출생년도8 (1948~1950 년 ) 0.36 (0.13) *** 0.33 (0.13) ** -0.19 (0.17) -0.15 (0.17) 취업시기 ( 기준 =200 년이후취업자 ) 취업시기1 (1960 년이전 ) -3.72 (0.20) *** -4.12 (0.21) *** -4.75 (0.24) *** -4.40 (0.26) *** 취업시기2 (1960~1979년) -2.87 (0.14) *** -3.12 (0.15) *** -3.50 (0.21) *** -3.41 (0.22) *** 취업시기3 (1980~1999년) -1.60 (0.12) *** -1.72 (0.12) *** -1.95 (0.19) *** -2.14 (0.20) *** 산업산업1 ( 농림 어업 광업 ) - -0.21 (0.20) - 0.01 (0.48) 산업2 ( 제조업 ) - 0.38 (0.13) *** - -0.06 (0.22) 산업3 ( 건설업 ) - 0.08 (0.16) - 0.19 (0.26) 산업4-0.59 (0.15) *** (ref)

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 93 ( 도소매 음식숙박업 ) 산업5 ( 운수 창고 통신업 ) - 0.25 (0.15) - -0.15 (0.32) 산업6( 금융 보험 부동산 사업서비스업 ) - 0.22 (0.14) - -0.16 (0.30) 산업7( 공공서비스업 ) (ref) - -0.09 (0.56) 산업8( 기타 =1) - -0.04 (0.16) - -0.14 (0.18) 직종 직종 1 ( 고위임직원 관리자 ) 직종 2( 전문가 기술공 준전문가 ) 직종 3 ( 사무종사자 ) 직종 4 ( 서비스 판매종사자 ) 직종 5( 농업 임업 어업근로자 ) 직종 6( 기능원 장치기계조작원 ) 직종 7 ( 단순노무직근로자 ) 직종 8 ( 기타 ) - -0.05 (0.19) - 0.44 (0.25) * - -0.18 (0.15) - -0.14 (0.27) (ref) - 0.14 (0.33) - -0.13 (0.16) (ref) - -1.08 (0.30) *** - -1.33 (0.48) *** - -0.27 (0.14) ** - -0.24 (0.22) - -0.28 (0.14) ** - -0.34 (0.33) - -0.73 (0.37) *** - - 임금또는소득 (log) - -0.51 (0.04) *** - -0.09 (0.01) *** 사업체규모 ( 기준 =300 인이상 ) 소규모 (30 인미만 ) - 0.15 (0.11) - - 중규모 (30~300 인미만 ) 사업장의정년제여부 ( 유 ) 일자리형태 ( 상용직 =1) - 0.29 (0.11) *** - - - -0.17 (0.09) *** - - - -0.39 (0.10) *** - - N( 표본수 ) 1,309 1,309 1,311 1,311 Event( 퇴직사건수 ) 999 999 774 774 LR(d f) 669.5(13) 939.9(32) 519.2(13) 715.9(25) *p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01 주 : 제시된값은표준화계수이며, 해당계수값의유의도는비표준화계수에대한것임

94 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 하지만, 임금근로자의경우에는이전일자리의고용형태에따라퇴직률에있어서큰차이를보일수있다. 따라서다음분석에서는분석대상을임금근로의경우로한정하여이전일자리가상용직이었는지아니면임시 일용직이었는지를구분하고각집단별로퇴직률을분석하였다. 그결과는 < 표 4> 에제시되어있다. 먼저, 상용직임금근로자의경우에개인적특성만을고려했을때 ( 모형Ⅴ), 여성이남성보다, 그리고교육수준이낮을수록생애주된일자리에서퇴직할확률이높은것으로나타났다. 출생코호트와취업시기에따른효과는앞에서임금근로자전체를대상으로했을경우와동일하게나타났다. 반면일자리특성을고려할경우 ( 모형Ⅵ) 에는산업효과가좀더강하게나타났으며, 무엇보다기업의규모에따른생애주된일자리의안정효과가컸다. 즉영세기업 (<30) 이나중소기업 (30-299) 에비해대기업의경우퇴직률이유의미하게낮게, 즉지속기간이길게나타나고있다. 반면, 임시 일용직근로자의경우에는이러한일자리특성의효과가상용직과는다르게영향을미치는것으로나타났다 ( 모형 Ⅷ). 산업별로봤을때, 상용직근로자와는달리임시 일용직근로자의경우에는도소매 음식숙박업과운수 창고 통신업을제외한대부분의산업에서공공서비스업에비해좀더오랜시간동안노동시장에머무는것으로나타났다. 또한, 상용직근로자와는달리사업체규모의효과는크지않는것으로분석되었다. 결국, 임금근로자의경우에는보다안정된일자리에서근무할수록노동시장에서좀더오랜기간동안머무를확률이높은것을볼수있다.

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 95 < 표 4> 생애주된일자리에서의퇴직률에대한 Cox's Hazard Rate( 임금근로자 ) 상용직임금근로자 임시 일용직임금근로자 모형Ⅴ 모형Ⅵ 모형Ⅶ 모형Ⅷ 성별 ( 여성 =1) 0.64 (0.09) *** 0.28 (0.10) *** 0.70 (0.13) *** 0.46 (0.19) ** 교육수준 ( 대졸 =1) -0.40 (0.10) *** 0.13 (0.12) 0.04 (0.46) -0.32 (0.58) 출생년도 ( 기준 =1950 년이후출생 ) 출생년도1 (1929년이하 ) 1.53 (0.19) *** 0.94 (0.21) *** 0.73 (0.32) ** 0.38 (0.36) 출생년도2 (1930~1932 년 ) 1.37 (0.19) *** 0.78 (0.21) *** 0.75 (0.31) ** 0.78 (0.32) ** 출생년도3 (1933~1932년) 1.34 (0.19) *** 0.71 (0.2) *** 0.56 (0.33) * 0.95 (0.36) *** 출생년도4 (1936~1938년) 1.07 (0.16) *** 0.77 (0.17) *** 0.42 (0.29) 0.52 (0.30) * 출생년도5 (1939~1941년) 0.87 (0.16) *** 0.59 (0.16) *** 0.50 (0.27) * 0.47 (0.28) * 출생년도6 (1942~1944년) 0.89 (0.16) *** 0.65 (0.16) *** -0.01 (0.3) 0.16 (0.3) 출생년도7 (1945~1947 년 ) 0.68 (0.16) *** 0.52 (0.16) *** 0.30 (0.28) 0.46 (0.29) 출생년도8 (1948 년이상 ) 0.37 (0.15) ** 0.29 (0.16) * 0.27 (0.26) 0.36 (0.27) 취업시기 ( 기준 =200 년이후취업자 ) 취업시기1 (1960 년이전 ) -3.76 (0.25) *** -4.14 (0.27) *** -4.41 (0.44) *** -4.29 (0.45) *** 취업시기2 (1960~1979년) -2.75 (0.18) *** -2.96 (0.20) *** -3.40 (0.28) *** -3.36 (0.29) *** 취업시기3 (1980~1999년) -1.59 (0.16) *** -1.64 (0.17) *** -1.65 (0.2) *** -1.62 (0.21) *** 산업 ( 기준 = 공공서비스업 ) 산업1 ( 농림 어업 광업 ) - 0.24 (0.25) - -1.43 (0.37) *** 산업2 ( 제조업 ) - 0.59 (0.14) *** - -0.72 (0.33) ** 산업3 ( 건설업 ) - 0.68 (0.2) *** - -1.11 (0.30) *** 산업4 ( 도소매 음식숙박업 ) - 0.77 (0.17) *** - -0.32 (0.38) 산업5 ( 운수 창고 통신업 ) - 0.41 (0.16) ** - -0.73 (0.61)

96 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 산업6( 금융 보험 부동산 사업서비스업 ) - 0.48 (0.16) *** - -0.81 (0.34) ** 산업8 ( 기타 =1) - -0.03 (0.20) - -0.80 (0.32) ** 직종 ( 기준 = 사무종사자 ) 직종1 ( 고위임직원 관리자 ) - -0.10 (0.20) - 0.90 (0.83) 직종2( 전문가 기술공 준전문가 ) - -0.22 (0.15) - -0.91 (0.63) 직종4 ( 서비스 판매종사자 ) - -0.10 (0.17) - -0.88 (0.63) 직종5 ( 농업 임업 어업근로자 ) - -0.07 (0.49) - -1.30 (0.65) ** 직종6( 기능원 장치기계조작원 ) - -0.31 (0.15) ** - -0.76 (0.54) 직종7 ( 단순노무직근로자 ) - -0.34 (0.16) ** - -0.70 (0.53) 직종8 ( 기타 ) - -0.88 (0.39) ** - - 소득 (log) - -0.55 (0.04) *** - -0.28 (0.10) *** 사업체규모 ( 기준 =300 인이상 ) 소규모 (30 인미만 ) - 0.23 (0.11) ** - -0.05 (0.36) 중규모 (30~300 인미만 ) - 0.37 (0.12) *** - 0.16 (0.41) 사업장의정년제여부 ( 유 =1) - -0.18 (0.09) * - -0.70 (0.29) ** N( 표본수 ) 935 935 374 374 Event( 퇴직사건수 ) 731 731 268 268 LR(d f) 465.8(13) 711.0(31) 237.8(13) 286.3(30) *p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01 주 : 제시된값은표준화계수이며, 해당계수값의유의도는비표준화계수에대한것임 2. 생애주된일자리에서퇴직후재취업과정의분석 앞의절에서는중고령자들이종사했었던생애주된일자리의특성과그에따른일자리에서의퇴직률에대해살펴보았다. 본절에서는생애주된일자리에서퇴직한중고령자들이이후새로운일자리를얻게됨에있어서개인적특성, 가구특성

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 97 [ 그림 2] 생애주된일자리퇴직후첫재취업에대한생존함수및위험률함수추정결과 <Kaplan-Meier Survival estimates> <Smoothed Hazard estimates> 이전일자리임금이전일자리비임금 및이전일자리의특성이미치는효과에대한모형분석을시행하고그결과를논의한다. 1) 생애주된일자리퇴직후재취업률 : KM 추정 [ 그림 2] 은생애주된일자리퇴직후첫재취업까지소요된기간에대한 KM 비모수모형추정결과를생존함수와위험률 ( 재취업률 ) 로보여준다. 추정결과에따르면퇴직후 40개월까지는이전일자리가임금근로자였던사람들의위험률 ( 재취업률 ) 이비임금근로자였던사람들의위험률보다월등히높은것으로나타난다. 두경우모두재취업률이 18개월 ( 임금 ) 에서 20개월 ( 비임금 ) 까지는급히올라갔다가그이후에는다시급격히감소하는것을볼수있다. 특히임금근로자들의경우는처음 18개월까지의상승과그이후의하락이급박하여재취업을할경우대부분 1년이후 2년이내에재취업이이루어지는것으로판단된다. 본연구에서는퇴직후재취업여부뿐만아니라재취업경로 ( 임금근로대자영업으로의취업 ) 를배타적선택으로보고재취업률을분석하려고한다. 따라서 [ 그림 3] 과 [ 그림 4] 에서는취업경로를임금근로와비임금근로로나누어추정된재취업률과생존률을보여준다. 예상한대로임금근로일자리로의재취업은이전일자리가자영업이었던사람들보다는임금근로자였던사람들이더많이더빠르게이루어지

98 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 고, 반대로비임금자영업으로의재취업은이전일자리가임금근로보다는자영업에취업되어있던사람들의경우에더많이더빠르게이루어지고있는것을확인할수있다. [ 그림 3] 생애주된일자리퇴직후첫번째임금근로일자리로의재취업에대한생존함수및위험률함수추정결과 <Kaplan-Meier Survival estimates> <Smoothed Hazard estimates> 이전일자리임금이전일자리비임금 [ 그림 4] 생애주된일자리퇴직후첫번째자영업일자리로의재취업에대한생존함수및위험률함수추정결과 <Kaplan-Meier Survival estimates> <Smoothed Hazard estimates> 이전일자리임금이전일자리비임금 개인의인적특성, 가구특성및이전일자리의특성에따른재취업률의차이를분석한결과가 < 표 5> 에제시되어있다. 먼저개인적특성에따른차이를살펴보면, 여성에비해남성이새로운일자리를얻는비율이좀더높게나타난다. 교육

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 99 수준별로도대졸자보다는고졸이하의학력을가진사람들이재취업률이상대적으로높았다. 출생시기별로는연령이높을수록재취업률은낮게나타나고있다. 그렇다면개인의자산정도및이전일자리의특성에따라어떻게차이가나는가? 본연구에서는자료에서확보가능한주택소유유무를자산의대리변수로사용하여분석모형에포함하였다. 분석결과주택소유자가비소유자보다재취업률이낮은것으로나타나지만유의미하게큰차이는보이지않았다. 이전일자리의특성에따라서도재취업률은차이를보이는데생애주된일자리에서 5년미만으로근무한경우재취업률은 50% 정도로나타나생애주된일자리에서짧게일하고퇴직한경우재취업률이월등하게높게나타나고있는데이는단기간의취업을반복하는취업불안정계층일가능성이높다고판단된다. 마지막으로취업의특성상비임금근로자보다는임금근로자였던퇴직자가재취업률이높은것으로분석되었다. < 표 5> 생애주된일자리퇴직자들의특성별재취업여부 구분 미취업 재취업 소계 개인적특성 성별 남성 55.8 44.2 100.0 (434) 9.35*** 여성 66.2 33.8 100.0 (393) 교육수준 중졸이하 62.8 37.2 100.0 (549) 고졸 52.7 47.3 100.0 (188) 6.68** 대졸이상 64.4 35.6 100.0 (9 0) 출생시기 1934년이하 83.7 16.3 100.0 (98) 1935~939년 73.8 26.2 100.0 (145) 1940~1944년 62.7 37.3 100.0 (201) 57.60*** 1945~1949년 52.3 47.7 100.0 (216) 1950년이상 44.3 55.7 100.0 (167) 가구특성 주택보유여부 미보유 54.9 45.1 100.0 (195) 3.64*** 보유 62.5 37.5 100.0 (632) 이전일자리근속년수 특성 5년미만 49.8 50.2 100.0 (233) 5~10년미만 64.8 35.2 100.0 (142) 16.2*** 10년이상 65.0 35.0 100.0 (452) 일자리유형 임금근로자 54.2 45.8 100.0 (483) 20.3*** 비임금근로자 69.8 30.2 100.0 (344) 전체 60.7 39.3 100.0 (827) *p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01

100 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 2) 생애주된일자리퇴직자들의재취업률과경로분석결과 앞의기술적분석에바탕하여생애주된일자리에서퇴직한중고령자들을대상으로은퇴이전가교일자리 (bridge job) 로의재취업여부와경로선택 ( 임금근로대비임금근로 ) 을동일구간지수모형을추정한결과는 < 표 6> 에제시된바와같다. 본분석결과는생애주된일자리에서퇴직한이후재취업을하기까지소요되는기간을전이율 (transition rate) 로추정한것이며특별히재취업이일어날수있는경로를임금근로와비임금근로로의재취업이라는두개의배타적인 (competing) 경로로규정하고추정모형을이에적절한 경쟁적위험 ' 모형으로설정하고추정한결과이다. 특히본분석모형에서는앞의 KM 모형분석결과얻어진위험률의기간분포를참조하여기간분할 (piecewise) 을 0-12 개월미만, 12-24 개월미만, 24개월이상으로설정하였다. 분석결과퇴직중고령자의임금근로자또는비임금근로자로의재취업은대체적으로퇴직후 1~2 년사이에이루어질확률이그이전이나그이후보다높은것으로추정되고있다. 생애주된일자리퇴직후두가지배타적경로로의재취업률을모형분석한결과를요약하면다음과같다. 첫째, 비임금근로보다는임금근로로의재취업확률에대한결정요인들의효과추정결과는모형I( 단순모형 ), 모형Ⅲ( 확대모형 ) 에제시되어있다. 분석결과, 먼저개인적특성만을고려할경우 ( 모형I), 임금근로자로재취업할확률에는, 교육수준과연령의효과가대체적으로유의미하게추정되고있다. 즉, 대졸이상의학력자보다는고졸이하의학력을가진저학력중고령자들이재취업할확률이상대적으로높으며, 연령은낮을수록재취업확률이높게나타났다. 반면, 비임금근로자로재취업할경우 ( 모형Ⅱ) 에도연령이낮을수록재취업확률이높아지지만, 학력은유의미한효과를주지못하는것으로분석되었다. 다음으로가구특성과이전일자리의특성을고려할경우 ( 모형Ⅲ) 에는, 임금근로자로재취업함에있어서, 대졸자와고졸자간에는유의미한차이를보이지않는반면, 중졸이하의학력을가진경우재취업률이상대적으로높은것으로나타났다. 한편퇴직후가용한자산의정도를나타내는주택소유나금융소득소유여부는예상한대로재취업률에마이너스 (-) 효과를미치고있으나통계적유의성은없는것으로추정되고있다. 그러나가구의부채보유는재취업률에유의한영향을미치는것으로나타나 준비안된 퇴직자들이경제적사정에의해어쩔수없이재취업을하게된경우가많은것을확

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 101 인해주고있다. 둘째, 임금근로보다는비임금자영업으로의재취업확률에대한결정요인들의효과추정결과는모형Ⅱ( 단순모형 ), 모형IV( 확대모형 ) 에제시되어있다. 분석결과, 비임금근로자로재취업경로에있어서는 ( 모형 Ⅳ) 교육은유의미한효과를가지지못하는반면, 이전일자리에서비임금근로를한경우비임금근로로재취업할확률이증가하는것으로추정된다. 즉임금근로의주경력이있을경우임금근로로, 비임금로의주경력이있을경우비임금근로로재취업을하는경향이강한것으로나타나고있다. 이러한분석결과는기존에논의되는점진적퇴직모형 ( 즉임금근로퇴직후자영업으로재취업 ) 과는거리가있는것으로장지연 신현구 (2008) 의연구결과를지지하고있다. 중고령근로자들의재취업경로에는두부문 ( 임금-비임금 ) 간단절효과가존재하고있는것으로추정되는데이는두부문간에존재하는진입장벽의효과일수도있고경험과기술등인적자원의차이로인한이동의제한효과일수도있어서이를규명하기위한추가적인분석이필요한부분이다. 본분석결과와관련하여특히주목할것은임금, 비임근근로로의재취업모두의경우에, 시장의유인요인 (pull factor) 인, 과거주된일자리에서의임금이나소득수준의효과는작고유의미하지않은반면, 가구단위의유출요인 (push factor) 인가구의부채는재취업할확률에상당히유의미한영향을미치는것으로나타나고있다는것이다. 이는우리나라중고령자들의경우, 노후소득에대한사회적보장기재들이미비한가운데, 경제적유출요인 ( 즉가계부채 ) 이정년퇴직후재취업의강한결정요인인것을시사해주고있다. 한편, 대체효과를가질수있는가구의금융소득은자영업으로의재취업의경우에도예상대로재취업저해효과 (-) 가있으나유의미하게추정되지는않았다.

102 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) < 표 6> 생애주된일자리퇴직자의유형별재취업률분석 (competing risk model) 단순모형 확대모형 모형I( 임금근로 ) 모형II 모형III 모형IV ( 비임금근로 ) ( 임금근로 ) ( 비임금근로 ) 실업기간 (12 개월이하 =1) -6.22 (0.40) *** -6.21 (0.51) *** -5.83 (0.48) *** -6.96 (0.65) *** 실업기간 (24 개월이하 =1) -5.66 (0.40) *** -5.60 (0.51) *** -5.21 (0.48) *** -6.31 (0.64) *** 실업기간 (24 개월이상 =1) -7.22 (0.41) *** -6.81 (0.52) *** -6.70 (0.49) *** -7.49 (0.65) *** 성별 -0.48 (0.14) *** -0.38 (0.23) -0.58 (0.15) *** -0.47 (0.24) * 교육수준 ( 기준 = 대졸이상 ) 교육수준1 ( 중졸이하 =1) 0.57 (0.25) ** -0.22 (0.33) ** 0.55 (0.26) ** -0.18 (0.34) 교육수준2 ( 고졸 =1) 0.46 (0.26) * -0.24 (0.35) 0.40 (0.27) -0.28 (0.36) 출생시기 ( 기준 =1950 년이후 ) 출생시기1 (1934 년이전 ) 0.85 (0.37) ** 0.21 (0.53) 0.54 (0.37) 0.30 (0.54) 출생시기2 (1935~1939 년 ) 1.21 (0.35) *** 0.93 (0.46) ** 0.85 (0.35) ** 0.99 (0.47) ** 출생시기2 (1940~1944년) 1.91 (0.34) *** 1.24 (0.46) *** 1.51 (0.34) *** 1.16 (0.48) *** 출생시기2 (1945~1949 년 ) 1.93 (0.34) *** 1.47 (0.46) *** 1.53 (0.35) *** 1.26 (0.48) *** 주택보유여부 ( 보유 =1) - - -0.21 (0.15) -0.10 (0.26) 금융소득여부 ( 소득유 =1) - - -0.05 (0.05) -0.11 (0.07) 부채여부 ( 보유 =1) - - 0.11 (0.04) *** 0.22 (0.06) *** 근속연수 ( 기준 =10 년이상 ) 근속년수1 (5년미만 =1) - - 0.57 (0.15) *** 0.03 (0.28) 근속년수2 (5~9 년 =1) - - 0.09 (0.20) 0.13 (0.3) 일자리형태 ( 비임금 =1) - - -0.81 (0.17) *** 0.88 (0.23) *** 임금또는소득 (log) - - 0.03 (0.05) 0.05 (0.05) 분석표본수 (N) 827 827 `827 827 사건수 (event) 238 87 238 87 Wald chi2(d.f) 4521.0(10)*** 2581.0(10)*** 4293.0(17)*** 2440.4(17)*** *p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01

Ⅴ. 요약및결론 강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 103 본연구에서우리는 KLIPS 의생애근로이력 (work life history) 자료를이용하여우리나라 50세이상중고령자들의 (a) 생애주된일자리로부터의퇴직과 (b) 퇴직이후재취업확률과경로에대한모형분석을수행하고그결과를논하였다. 기존의연구들이전자혹은후자둘중의하나의과정에대한분석으로제한되어있었는데반해본연구는동일한표본자료를이용하여두개의연결된과정을동학적으로연계하여분석하였다는데에의의가있다고본다. 먼저본연구에서는생애주된일자리에서의퇴직률 ( 근속기간 ) 분석을임금근로자와비임금근로자로구분하여콕스모형을이용하여분석하였다. 분석결과, 임금근로자의경우, 여성보다는남성취업자가근속기간이상대적으로더길고 ( 즉, 퇴직속도가느리고 ), 저학력자보다는고학력자가근속기간이긴것으로추정되었으나, 이러한학력의효과는종사한산업, 직종, 규모등일자리의특징을통제할경우무의미하게변하여, 간접적인배치 (allocation) 효과가큰것으로나타났다. 즉고등교육을받은사람일수록오래근속할수있는안정된양질의일자리로배치될확률이높아그로인해고등교육을받은사람들의근속기간이길게되고퇴직은늦게하게되는것을패널자료분석을이용하여확인할수있었다. 임금근로자의경우, 일자리의특성과관련하여가장두드러진효과는, 고용형태상상용직여부와기업의규모에따른차이이다. 추정결과에따르면, 대규모사업장에비해, 중소규모사업장에근무한경우근속기간이유의하게짧고, 퇴직확률이높은것으로나타났다. 임시일용직에비해상용직의경우근속기간이상당히긴것으로추정된결과는고용안정과관련하여기업내부노동시장 (internal labor market) 의강한효과를간접적으로시사해주고있다고판단된다. 한편기업의규모가일정하더라도, 사업장에정년제도가있을경우가없을경우에비해근속기간이아주유의하게길게나타나고있다. 이는우리나라기업에서정년제도는강제퇴직의도구로작용하고있기는하지만그래도정년제도가아예없는기업의경우보다결과적고용안정효과가있는것으로추정된다. 한편연령 ( 출생코호트 ) 을통제한상태에서추정된취업시기의효과는강하고유의미한마이너스 (-) 효과를나타내, 최근 (2000년이후 ) 취업자에비해오랜과거 (1960~1980 년대 ) 에취업한생애주된일자리의경우근속기간이긴것으로나타

104 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 나는데, 이는최근에올수록고용의안정성이떨어지는것으로해석될수있는여지는있으나, 그것보다는 생애주된일자리 의주관성 ( 즉, 응답자의주관적대답에따른정의 ) 과기간의존성 (duration dependency) 의효과 ( 즉, 근속기간이긴일자리의생존효과 ) 가큰것으로유추되나이는추후정교한모형을이용한분석을통해확정되어야할사항이다. 비임금근로 ( 자영업 ) 자들의경우생애주된일자리 ( 주업 ) 에서퇴직할확률은임금근로자들에비해뚜렷한패턴을보이고있지않는가운데, 교육수준 (+ 효과 ) 과소득수준 (-효과) 가유의미하게추정되었다. 즉, 교육수준이높을수록주된일자리를지속할확률이낮고, 소득수준이높을수록지속확률이높게나타났는데이는교육수준에따라사업의종류와내용 ( 기업형자영업대생계형자영업 ) 에상당한차이가있으나이는곳사업의생존률과연계되기때문일것으로유추된다. 서두에서도이미언급한대로우리나라중고령근로자들은대부분의경우생애주된일자리에서의퇴직시점 ( 연령 ) 이빨라최종적으로노동시장에서은퇴하기전까지여러경로와형태로재취업을할수밖에없게되고, 재취업을하더라도대부분임금및근로조건이악화된일자리로하게되는것으로나타나고있다. 두번째로, 본연구에서는생애주된일자리에서퇴직한이후재취업을할확률과재취업경로 ( 임금대비임금 ) 에대한분석을경쟁적위험모형을이용하여분석하였다. 분석결과우리나라중고령자들의재취업에는과거주된일자리에서의임금이나소득수준등시장적유인 (pull) 요인보다는해당가구의경제적필요를나타내는가구부채가강한유출 (push) 요인으로작용하고있는것으로나타났으며이러한효과는임금근로보다는비임금근로로의재취업경로에보다강하게나타났다. 반면주택소유여부나금융소득여부등경제적자원을나타내는변수들의효과는두경로모두에서예상대로마이너스로나타났으나유의미하지는않았다. 이러한결과는우리나라중고령자들의경우퇴직후높은재취업률이은퇴이전일과여가사이개인의효용을극대화하기위한자발적선택이라기보다는불가피한강요된선택임을시사하고있다. 이러한분석결과를바탕으로우리는생애주된일자리로부터의퇴직과퇴직이후의재취업과정과관련하여몇가지중요한정책적시사점을도출할수있다. 첫째, 생애주된일자리로부터의퇴직률 ( 근속기간 ) 에있어서근로자의인적특성 ( 교육수준 ) 및일자리의특성 ( 임금수준, 기업규모, 고용의정규성등 ) 에따라통계적으로유의미한차이가존재함을확인할수있었다. 특히정년제도자체가존재

강요된선택 : 생애주된일자리에서의퇴직과재취업의동학분석 105 하지않는영세사업장과임시일용직근로자들의경우중 고령근로자들을대상으로고용안정과정년연장정책을추진하는데있어서정책효과의사각지대가클것이라는것을시사해준다. 따라서고용안정및정년연장정책은어느정도고용이안정된양질의일자리의공급과함께추진되지않으면그정책효과가제한적일수밖에없다는것을본분석결과는시사해준다. 둘째, 생애주된일자리로부터의퇴직이후재취업확률과경로를분석한결과, 우리는, 임금근로와비임금근로섹터간의경계가아직높아과거의근무섹터에따라재취업섹터도결정될확률이높은것을확인하였다. 임금근로에서퇴직후자영업을시작하더라도그생존기간이길지않을경우에도본분석과같은결과가나올것이다. 분석결과가장두드러진가구부채의재취업효과는우리나라중고령퇴직자들이처한열악한경제적여건을간접적으로말해주며이는준비된퇴직을위해서는양질의주된일자리에서보다오래일을할수있는고용정책의추진필요성을시사해준다. 이와더불어, 중고령퇴직자들에게는재취업준비를위한취업지원과함께은퇴이전에일할수있는가교로서의일자리창출방안도마련되어야할것이다. 마지막으로, 본주제와관련된분석적목적을위해일자리의특성과근속기간, 근속기간과일자리의질에대한보다세밀한분석작업이필요하다. 즉 어떤일자리들에서고용이더오래지속되는가?, 평균근속기간이긴일자리가반드시좋은일자리인가? 와같은질문들에대한해답은 생애주된일자리 라는개념과시장의현실간의간극을좁히는데도움이될것으로사료된다. 아울러본연구를하는데사용된 KLIPS 자료는우리나라에서가장조사연수가긴패널조사자료임에도불구하고생애주된일자리로부터의퇴직과재취업과정을추적하고모형을분석하는데는여전히관측기간이짧은것을느낄수밖에없었다. 향후조사가지속되어 20여년이상자료가쌓일경우보다풍부하고심도있는분석이가능할것으로보인다. 아울러본분석모형에포함된변수들은자료의특성상제한적일수밖에없었으나앞으로퇴직 은퇴의동학적분석에필수적인변수들 ( 예 : 기대연금소득, 건강상태등 ) 에대한정보수집이직업력측정과함께이루어진다면이론적모형에보다충실한분석이가능할것으로기대된다.

106 한국사회학제 45 집 1 호 (2011 년 ) 참고문헌 김학주 우경숙. 2004. 중, 고령자의재취업결정요인에관한연구, 한국노년학 24(2): 97-110. 박경숙. 2002. 노동시장의고령화와업종 직종에서의연령분리현상, 노동정책연구 2(2): 69-87. 박경숙. 2003. 고령화사회이미진행된미래,. 의암출판반정호. 2008. 중고령자가구의자산불평등구조분석, 한국노동연구원노동리뷰 4-22. 방하남 신동균 김동헌 신현구. 2005. 인구고령화와노동시장변화및노동정책과제. 한국노동연구원. 방하남 강석훈 신동균 안종범 이정우 권문일 (2009), 점진적은퇴와부분연금제도연구. 한국노동연구원. 안종범 정지운. 2008. 조기은퇴의원인으로서연금제도관대성과고령화, 경제학연구 56(1): 249~278. 이승렬 최강식. 2007. 국민연금이중고령자의은퇴행위에미치는영향, 사회보장연구 23(4): 83-103. 이철희. 2008. 한국고령자의종사상의지위와은퇴기대 : 미국과의비교, 중고령자노동시장국제비교연구, 한국노동연구원. 장지연. 2003. 고령화시대의노동시장과고용정책 (Ⅰ), 한국노동연구원.. 2007. 중 고령자노동시장의구조와노동이동, 민주사회와정책연구 11: 62-86. 민주사회정책연구원. 장지연 신현구 (2008). 중고령자취업결정요인의국가간비교 : 한국, 미국, 스웨덴, 독일, 중고령자노동시장국제비교연구, 한국노동연구원. 장지연 호정화. 2002. 취업자평균은퇴연령의변화와인구특성별차이, 노동정책연구 2(2): 1~21. Blossfeld, H-P, Katrin Golsch, and Gotz Rohwer. 2007. Event History Analysis with Stata. Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates. Brown, K. 2005. Attitudes of Individuals 50 and Older Toward Phased Retirement. Washington, DC: AARP Knowledge Management. Bruce, D., D. Holtz-Eakin and J. Quinn. 2002. Self-employment And Labor Market Transitions At Older Ages," Working Papers, Center for Retirement Research at Boston College 2000-13, Center for Retirement Research.

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