남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 43 노동정책연구 1) 2009. 제9 권제2호 pp.43~65 c 한국노동연구원 연구논문 남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 * 박진희 ** 본연구의목적은우리나라노동시장에서남편의미취업상태에대한여성배우자의노동공급효과를실증적으로분석하고, 이러한현상이선택적결혼효과가존재하기때문인지살펴보고자한다. 한국노동패널의 1~10차년도자료를이용, 기술통계분석결과유배우가구수준에서부부의인적속성과경제활동상태간에상당한유사성이있다는것을확인함으로써우리노동시장에서선택적결혼효과가존재함을보였다. 또한동태적패널프로빗모형을이용하여분석한결과, 개인의이질성및상태의존성을통제한후남편의미취업상태는기혼여성의경우취업상태에부정적인영향을미치고있어우리나라노동시장에실망실업효과가지배적으로나타나고있음을보였다. 핵심용어 : 동태적임의효과프로빗모형, 실망실업효과, 선택적결혼 I. 서론 최근핵심노동계층인남성의비경제활동인구가증가하고있다. 특히중장년 논문접수일 : 2009 년 2 월 26 일, 심사의뢰일 : 2009 년 3 월 3 일, 심사완료일 : 2009 년 4 월 15 일 * 이논문은제 10 회한국노동패널학술대회에발표된것으로서초고의개선 보완을위해유익한논평을주신성효용교수님과익명의심사자들께감사드린다. ** 한국고용정보원부연구위원 (woo991120@hanmail.net)
44 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 층남성의비경제활동인구중 특별한활동없이쉬고있는 유휴비경제활동인구의증가가주목된다. 2008년 6월중장년층남성유휴비경제활동인구는 506천명으로전체유휴비경제활동인구의약 54% 정도를차지하고있다. 이러한남성핵심노동계층의유휴인력화는그들의비구직이유와전직특성을고려할때건설및내수산업의경기침체 1) 에따른것으로보인다. 이러한경기적요인에따른남성의유휴인력화는여성의노동시장참가선택에긍정적이든부정적이든영향을미치게된다. 노동경제학에서는남편의미취업상태가여성의노동공급에미치는영향을다음과같은두가지효과로설명하고있다. 하나는가구내주수입원이던남편의실업또는노동시장에서의퇴장은가구소득을유지시키기위해여성배우자로하여금노동시장참가를선택하게하거나이미취업하고있는경우노동시간을늘리는선택을하게하여노동공급을증가시키게된다는것이다. 이것이소위부가노동효과 (added worker effect) 이다. 다른하나는남편의미취업상태가여성배우자로하여금노동시장상황이어렵다는것을인식하게하는정보역할을하여구직활동을중단하고노동시장퇴장이라는선택을하게할수있다는것이다. 이것이실망실업효과 (discouraged worker effect) 이다. 이러한효과는가구별로다르게나타날것이므로결국전체노동시장에나타나는결과는남편의미취업상태에대한여성배우자의두가지노동공급효과중어느효과가지배적이냐에달려있다. 실망실업효과가부과노동효과보다크다는것은남편이취업하고있을때여성배우자가취업상태에있고, 반대로남편이미취업일때여성배우자가미취업상태에있다는것을의미한다. 부부간에유사한경제활동상태는그들의인적속성또는직면하는노동시장상황이유사하기때문으로교육수준이높고 ( 낮고 ) 소득이높은 ( 낮은 ) 사람들끼리결혼하는소위 선택적결혼효과 가존재하기때문으로설명할수있다. 1) 2008 년 6 월현재중장년층유휴경제활동인구의 57% 가 근처에일거리가없을것같아서, 이전에찾아보았지만일거리가없었기때문에 등의비자발적이유로유휴비경제활동상태로머물러있는것으로보인다. 또한남성중장년층유휴비경제활동인구의전직특성을보면, 이직한지 6 개월이내가 78% 였고, 제조업, 건설업, 개인서비스등의산업에서일용 임시근로자로종사하였던저학력자로나타나건설및내수산업의경기침체영향이고용불안정계층에직접적으로영향을미치고있다고추정된다 ( 이시균외, 2008 참조 ).
남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 45 따라서실망실업효과와부가노동효과의상대적크기비교는가계수준에서여성배우자의취업에대한선택이남편의미취업에대한소득보전을위한것인지아니면여성자신의일하는성향이나인적자본축적정도등에따른선택인지를파악할수있기때문에기혼여성의고용촉진을위한정책적시사점을제공할수있다. 본연구의목적은우리나라노동시장에서남편의미취업상태에대한여성배우자의노동공급효과중부가노동효과가지배적인지또는실망실업효과가지배적인지에대해살펴보고이러한현상이선택적결혼효과의존재로설명될수있는지알아보고자한다. 이에본연구는우리나라노동시장에서남편의미취업이기혼여성의노동시장참여에미치는효과는실망실업효과가지배적이다라는가설을설정하여분석하고자한다. 남편의미취업이기혼여성의노동시장참여에미치는영향을분석한이연구는저자가판단하기로국내연구로최초의분석이며, 분석방법에있어서도기존과달리개인의미관측이질성과초기조건의문제를통제할수있는동태적분석방법을택하고있다는점에서기존의여성노동공급관련연구에공헌하고있다. 본연구의구성은다음과같다. 제Ⅱ장은남편의미취업상태가여성배우자의노동공급에미치는영향을분석한선행연구들을살펴보고, 제Ⅲ장에서는실증분석을위해사용한자료와분석방법을설명하며, 제Ⅳ장에서는실증분석결과를제시한다. 제Ⅴ장에서는본연구의요약, 정책적시사점도출및연구의한계점을지적하며글을맺는다. Ⅱ. 선행연구 가구내에서남성의미취업상태가여성배우자의경제활동선택에미치는영향에대해실증분석한국내문헌은거의없다. 국내에서는수행된기혼여성의노동공급에대한연구는가구가아닌여성개인의관점에서여성의총노동시
46 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 간 ( 황윤재 최강식, 1998; 성지미 차은영, 2001) 또는임금 ( 서병선 임찬영, 2004) 그리고노동시장참가여부또는취업여부의이항선택변수 ( 이효수, 1990; 김지경 조유현, 2001; 황수경, 2002; 최형재, 2008) 등을종속변수로, 학력, 연령, 경력등개인속성변수와자녀수, 남편임금, 남편의종사상지위, 가구소득등가족관련변수등을설명변수로설정해이들변수가여성개인의노동공급에미치는영향을분석한연구가주를이루고있다. 가구내에서남성의미취업상태가여성배우자의경제활동선택에미치는영향에대해실증분석한외국문헌은기혼여성의경제활동선택모형을활용하여설명변수로남성의미취업상태변수를추가하여분석한연구들이있다. 이러한연구결과들중실망실업효과가지배적이라는결과를보인연구는 Davies et. al.(1992), Giannelli & Micklewight(1995), Del Boca et. al.(2000) 등이다. 영국의경우를분석한 Davies et. al.(1992) 은 SCELI(Social Change and Economic Life Initiative) 자료의직업력자료를이용하여패널데이터를이용한동학모형을통해남편이고용상태에있는기혼여성보다실업상태에있는기혼여성이노동시장에참여할가능성이낮게나타난다는것을분석하였다. 이에대해커플의상태의존적특징때문이라고분석하고있다. 독일의경우를분석한 Giannelli & Micklewight(1995) 는독일패널자료를이용하여가계내남편의실업이기혼여성의노동공급에마이너스영향을미치는원인에대해분석하였다. 그의주된연구결과는남편의단기적인실업은기혼여성의노동공급에는영향을미치지못하며, 남편의실업급여수급이여성의노동공급에마이너스영향을미치는요인이라고분석하였다. 그러나남편이노동시장에서퇴장하였을때는여성의노동공급을높인다는것을보였다. 이탈리아기혼여성의고용결정에관한연구를통해 Del Boca et al.(2000) 은남편과부인의고용속성과의관계에초점을두고여성의고용이남편의실업에대한보상인지일하고자하는성향때문인지에대해분석하였다. 분석결과선택결혼현상이나타나고있으며여성의일하고자하는성향이남편의실업과소득수준과관련된변수보다노동시장참여결정에더중요한결정요인이라는것을보였다. 실망실업효과가지배적이라는위의논문들과달리부가노동효과가지배적이
남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 47 라는결과를보인연구는 Prieto-Rodriguez & Rodriguez-Gutierrez(2000) 와 Başlevent & Onaran(2003) 이다. 스페인노동시장을분석한 Prieto-Rodriguez & Rodriguez-Gutierrez(2000) 는 SCBC-91(Structure, Coscience and Biography of Class of the year 1991) 자료를이용하여프로빗, 서수적프로빗모델등을이용하여부가노동효과가존재하는지에대해검증하였다. 분석결과여성의노동시장참가는여전히남편의경제활동상태에영향을받으며, 남편이실업인경우여성의노동시장참가는증가한다는결론을도출하고있다. 터키노동시장을분석한 Başlevent & Onaran(2003) 도가구노동력조사자료를이용하여이항프로빗모형을분석한결과부가노동효과가실망실업효과에비해지배적이라는결론을제시하였다. Edward & Robert의연구에따르면, 부가노동효과는저소득국가에서유의하게나타나며, 중진국에서는유의하지않았고, 고소득국가에서는그효과가없다는것을밝혔다 (Başlevent & Onaran, 2003에서재인용 ). 한편, 부가노동효과보다실망실업효과가유의하게나타나는이유에대해이들선행연구에서는생애주기적측면에서의효과, 선택적결혼효과, 실업급여등복지제도의존재에의해설명하고있다. 먼저, 남편의실업가능성을실업이되는그시점이전에알수있고, 배우자인여성의노동공급은실업이발생하기전에노동시장참가를결정하기때문에실업그시점에서는부가노동효과가작다고설명하고있다 (Stephan, 2002). 둘째, 선택적결혼은배우자를선택함에있어서임의적으로선택하는것이아니라비슷한경제사회적환경을갖춘상대를배우자로선택하는경향을말한다. 즉교육수준이높은여성은교육수준이높은남성과결혼할가능성이높고, 이여성은교육수준이낮은여성에비해노동시장에서더많은기회를얻을수있다는것이다. 반대로교육수준이낮은여성의경우교육수준이낮은남성과결혼할가능성이높아교육수준이높은여성에비해노동시장에서얻을수있는기회가제한된다는것이다. 따라서만약선택적결혼이존재한다면가구의구성원은동일한노동시장에직면하기때문에남편의미취업에따른여성의노동공급에관한선택은부가노동효과보다는실망실업효과가더크게나타난다는것이다. Prieto-Rodriguez & Rodriguez-
48 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 Gutierrez(2000), Del Boca et. al.(2000) 등은선택적결혼효과가존재하고있다고설명하였다. Prieto-Rodriguez & Rodriguez-Gutierrez(2000) 에따르면 Meloney (1991; Prieto-Rodriguez & Rodriguez-Gutierrez, 2000에서재인용 ) 는실망실업효과의존재이유중선택적결혼을가장중요한요인으로설명하고있다. 마지막으로실업급여제도의존재는실업이전에받는소득의일정부분을수급기간동안받게되므로배우자인여성은노동시장의참가를미루게된다는것이다. 이상의선행연구결과를정리하면, 노동시장에지배적인부가노동효과또는실망실업효과는국가별로차이가있으며, 영국 독일 이탈리아등고소득국가의경우실망실업효과가크게나타났다. 연구방법론적으로는단순한프로빗또는순위프로빗분석을이용한연구 (Prieto-Rodriguez & Rodriguez-Gutierrez, 2000), 여성노동공급의의사결정이가구내에서이루어지므로여성의노동공급에대한선택이부부간에결합되어있다는것을설명하기위해 Bivariate probit model을이용하거나 (Başlevent & Onaran, 2003), 미관측이질성을통제하기위해패널분석을하거나 (Del Boca et. al, 2000; Giannelli & Micklewight, 1995), 가구내여성의노동공급이부부의상태의존성에의해영향을받는다는것을분석하기위해동학모형을이용한연구 (Davies et al., 1992) 등이었다. 본연구에서는이상의선행연구에의거하여우리나라의경우남편의미취업이여성의노동공급에미치는영향중부가노동효과가큰지아니면실망실업효과가큰지에대해동학적패널프로빗모형을이용하여분석하고그원인이선택적결혼효과에의한것인지살펴보고자한다. Ⅲ. 분석모형및분석자료 1. 분석모형 남편의미취업이여성의노동공급에미치는영향을분석하기위해서는여성노동공급에미칠수있는개인간의관측, 미관측이질성들과상태의존성등을
남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 49 적절하게통제해야한다. 그렇지않으면, 지배적으로나타나는부가노동효과또는실망실업효과의존재가과대평가되거나과소평가될수있기때문이다. 개인간의이질성은남편의미취업의가구환경에대해개인들이가지는일에대한태도, 선호등의특성때문에노동공급에대한의사결정에영향을미칠수있고, 상태의존성은과거의노동공급의의사결정이현재의의사결정에지속적으로영향을미칠수있기때문이다. 왜냐하면이지속성이상대적으로변하지않는개인들의일에대한선호, 동기, 생산성의차이등비관측이질성때문인지아니면습관, 인적자본축적, 탐색비용등노동시장진입장벽등상태의존성때문인지에따라노동시장및사회정책은매우다른효과를가질수있기때문이다 (Keane&Sauer, 2007). 따라서본연구에서는남편의미취업이여성노동공급에미치는영향을분석하기위해유배우기혼여성들간의관측, 미관측이질성과상태의존성을통제할수있는동태적임의효과프로빗모형 (Dynamic random effect probit model) 을이용하여분석하고자한다. 동태적임의효과프로빗모형은기혼여성이취업상태이면 1, 그렇지않으면 0의값일때 t기유배우기혼여성 의취업선택에대해다음과같은동태적모형을추정하는것이다. (1) 위식에서 는잠재종속변수이고, 는관측된이항결과변수이다. 즉 여기서 는설명변수들이며, 는 와구조적관계에있는지를보여 주는변수이다. 그런데 와 는과거의경제활동상태가현재의경제활동 상태를결정짓는보이지않는특성과밀접한관계에있을가능성이높다. 따라서이를해결하기위해서는유배우기혼여성의보이지않는이질성을통제해야한다. 이를위해여기서는오차항 가다음의관계를갖는다고가정한다. (2)
50 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 식 (2) 를식 (1) 에대입하면 (3) 그런데임의효과프로빗모형으로식 (3) 을추정할때, 의존재로인해일관된추정치를얻지못한다. 이는초기조건이개인의보이지않는이질성과상관되어있기때문이다 (Hsiao, 1986)( 김우영 권현지 (2008) 에서재인용 ). 초기조건의문제란, 조사에서관찰된기간의처음시점의조건이개인이실제사건을경험한확률적과정의처음시점의조건이다른데서발생하는문제이다 ( 석상훈, 2008). 이를해결하기위해서 Heckman(1981)(Islam, 2005에서재인용 ) 은잠재변수의초기조건을해결하는방안을제시하였고 Heckman이제안한잠재변수의초기조건에대한축약된방정식은다음과같다. (4) 여기서 은설명변수의초기값 ( 즉 ) 을포함한외생적인도구변수이고, 는 와상관되어있다. 그러나 2기이후부터는상관되어있지않다. 따라서 (5) 여기서 와 은서로독립적이다. 만약 이 2기이후 와같은분포를한다고가정하면, 초기의잠재변수는다음과같이쓸수있다. (6) 여기서 z는 1기의 변수값을포함할수있다. 이를다시주어진 하에서개인 의관측된가능성은 가독립이라고가정하여다음과같이쓸수있다. (7) 우도함수로도출하면,
남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 51 (8) 여기서 F는 의함수이다. 그런데이때 가자기상관되어있다면복잡한추정과정을거쳐야한다. 여기서는 가 AR(1) 또는 MA(1) 과정을따른다고가정하여해결할수있다. 우도함수를도출하면, (9) 앞서말한바와같이오차항 가 AR(1) 과정을따른다고가정하여 (1999) 와 Stewart(2006) 는식 (10) 과같은관계를가정하고있다. Hyslop (10) 이때 -1< <1이다. 한편, 오차항 를 1계이동평균 (MA(1)) 과정으로가정하면다음과같은관계가성립한다. (11) 그런데이논문에서는 Hyslop(1999) 와 Stewart(2006) 와마찬가지로오차항 가 AR(1) 과정을따른다고가정하여분석하고자한다. 이러한분석모형은식 (8) 과식 (9) 를초기조건의문제와자기상관이있는오차항을고려하여추정함으로써초기조건과자기상관을무시할때발생하는편의를교정하여일관된추정치를제공한다는점에서바람직하다. 2. 분석자료 본연구에사용된자료는한국노동연구원의 한국노동패널 ( 이하 KLIPS) 의지난 10년간의자료를패널화한것이다. KLIPS 자료는 1차자료조사당시비
52 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 농촌지역에거주하는 5,000개의표본가구의가구원을대상으로매년경제활동및노동이동, 소득, 교육, 직업훈련, 사회보험등에관해추적조사하는종단면조사로가구자료와개인자료, 직업력자료가구축되어있어개인의노동생활과관련된변수가총망라되어있고패널테이터라는장점이있다. 이글의중심논의가되는남편의미취업상태가기혼여성의노동공급에미치는영향은기혼여성개인의시장노동에대한성향, 선호등에의해취업의선택결정이영향을받기때문에편의가없는추정을위해서는개인간의이질성문제및상태의존성을통제해야한다. 본연구는개인의이질성및상태의존성을통제하기위해패널자료를이용하였다. 분석대상은가구번호와가구주와의관계를이용하여개인자료와가구자료를결합하여유배우기혼여성을연결패널자료 (balanced panel data) 로구성하였다. 이로써지난 10년의기간에대해배우자있는기혼여성의연령, 학력등개인적속성, 가구소득, 0~2 세이하자녀수, 3~6 세이하자녀수, 7~12세이하자녀수등가구환경, 남편의경제활동상태등의변수를얻을수있다. 이에따라분석에서사용된관측치는유배우기혼여성가구 1,770가구이며이들표본의특성은 < 표 1> 과같다. < 표 1> 변수및기초통계변수정의 평균 표준편차 유배우기혼여성의취업여부 0.47 0.50 연령 47.29 11.22 연령 2 2361.85 1126.00 고학력더미 ( 전문대이상 =1) 0.11 0.31 수도권지역더미 ( 수도권 =1) 0.40 0.49 기혼여성제외가구소득 ( 만원 / 연 ) 2218.58 4670.44 0~2세이하자녀수 0.06 0.25 3~6세이하자녀수 0.17 0.44 7~12세이하자녀수 0.35 0.65 남편의미취업더미 0.19 0.40
남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 53 분석에사용한종속변수는배우자있는유배우기혼여성의취업여부이다. 종속변수를노동시장의참가여부가아닌취업여부로한이유는여성의경우실업상태에머무르기보다는취업 비경활로의양방향이동이일반적이라는판단에서이다. 분석에사용한독립변수는선행연구들에서기혼여성의노동공급에영향을미친다고경험적으로밝혀진연령, 학력등인적속성변수와기혼여성의소득을제외한가구소득, 0~2 세이하자녀수, 3~6 세이하자녀수, 7~12세이하자녀수, 거주지역등가구관련변수를포함하였다. 여기에본연구의관심인남편의미취업상태변수 2) 를포함하였고, 기혼여성의전기취업여부변수를추가하여노동공급의상태의존성을통제하였다. 유배우기혼여성의취업여부에대한이행확률을보면 < 표 2> 와같다. 전기 (t-1기) 에취업이었던유배우기혼여성이다음기 (t기) 에취업상태를유지할확률은 88.3% 였으나, 전기에취업이었던유배우기혼여성이미취업으로이행할확률은 11.7% 에불과하였다. 이러한현상은미취업의경우에도유사하게나타난다. 즉전기에미취업이었던유배우기혼여성이다음기에도역시미취업상태를유지할확률은 88.5% 로매우높게나타나지만전기에미취업이었다가다음기에취업으로이행할확률은 11.5% 로매우낮다. 이결과는유배우 < 표 2> 유배우기혼여성의취업여부에대한이행확률 (1 차년도 ~10 차년도 ) t-1 기 전체 t기 미취업 취업 미취업 88.5 11.5 취업 11.7 88.3 전체 52.6 47.4 ( 단위 :%) 2) 익명의심사자께서독립변수에남편의실업기간을포함시켜분석할것을제안하였으나 KlIPS 자료는한시점에서경제활동상태를조사하여자료의특성이이산적인형태를띠게되므로통계청의 경제활동인구조사 의실업기간과같은연속적인실업기간을구할수없다. 따라서 KLIPS 자료의특성을고려하여실업기간보다는남편의미취업상태를분석에포함시켜분석하였다. 심사자께서지적하고있듯이 Giannelli & Micklewight(1995) 의연구를보면, 남편의단기적인실업이기혼여성의노동공급에영향을미치지못한다고분석하고있어남편의실업기간이기혼여성의노동공급에차별적인영향을미칠수있는가능성이있다. 이에대한연구는추후과제로남겨둔다.
54 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 < 표 3> 유배우가구의경제활동현황분포 (2007) 남성 ( 단위 :%) 여성 임금근로자 비임금근로자 미취업 전체 임금근로자 17.3 4.3 29.9 51.4 비임금근로자 5.3 11.8 12.3 29.3 미취업 4.0 1.8 13.5 19.2 전체 26.6 17.8 55.6 100.0 < 표 4> 유배우가구중맞벌이부부의학력분포 (2007) ( 단위 :%) 여성 고졸이하 전문대졸이상 전체 고졸이하 50.7 4.3 54.9 남성 전문대졸이상 12.7 32.4 45.1 전체 63.3 36.7 100.0 기혼여성의취업선택에상태의존성이존재할가능성을엿볼수있다. 또한, 유배우가구의남성과여성배우자의인적속성및경제활동상태간의관계를보면우리나라에도선택적결혼효과가존재할가능성을엿볼수있다. 유배우가구의경제활동상태를보면 < 표 3> 에서보는바와같이남성이임금근로자일때여성배우자도임금근로자인경우가 17.3%, 남성이비임금근로자일때여성배우자도비임금근로자인경우가 11.8% 로나타났다. 따라서유배우가구에서남성이임금또는비임금근로자로취업하고있을때여성배우자가임금또는비임금근로자로취업하고있는맞벌이상태인경우는 38.7% 였고, 두부부가미취업상태에있는경우는 13.5% 임을볼수있다. 남성과여성배우자모두취업하고있는경우학력수준을보면남편이고졸이하의학력소지자일경우여성배우자가고졸이하의학력을가진비중이 50.7% 이고, 남편이전문대졸이상의학력소지자일경우여성배우자가전문대졸이상의학력을가진비중이 32.4% 로나타났다 ( 표 4 참조 ). 남편의학력수준이부인의학력수준보다높은경우는 12.7% 였고, 반대로여성배우자의학력수준이남편에비해높은경우는 4.3% 에불과하였다. 이는부부가비슷한학력수
남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 55 < 표 5> 유배우가구중맞벌이가구의학력분포 (2007) ( 단위 :%) 여성 상용근로자 임시근로자 일용근로자 전체 상용근로자 65.0 12.8 4.0 81.7 남성 임시근로자 2.1 1.8 0.7 4.6 일용근로자 7.2 2.3 4.1 13.7 전체 74.3 16.9 8.7 100.0 준을가지고있다는것을보여준다. 유배우가구중맞벌이부부가임금근로자취업하고있는경우의종사상지위별상태를보면남성이상용근로자인경우여성배우자가상용근로자상태에있는경우가 65% 로매우높게나타나고있다 ( 표 5 참조 ). 이상의기술통계분석결과유배우가구수준에서부부의인적속성과경제활동상태간에상당한유사성이있다는것을확인하였다. 이는선택적결혼효과가존재할가능성이있음을보여준것이며, 이하에서분석하게될남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는효과의분석을통해이러한특성을확인할수있을것이다. Ⅳ. 동태적임의효과프로빗모형의추정결과 가구수준에서남편의미취업이여성배우자에게미치는영향의두효과중어느효과가지배적인지를살펴보기위해여성배우자개인의이질성및상태의존성을통제한분석모형을설정하여추정하여보자. 먼저, 추정결과를보기전에독립변수들의상관관계를보면다음의 < 표 6> 과같다. 독립변수들간의상관관계는낮은것으로나타났다. 특히우려하였던남편의미취업더미와가구소득간의상관관계가낮음을알수있다. 다음으로, 계량모형의분석결과는 < 표 7> 과같이모형추정을위한가정에따라다음과같다.
56 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 < 표 6> 독립변수들의상관관계 전기의취업더미 기혼여성연령 기혼여성의연령제곱 고학력더미 수도권거주더미 가구소득 0~2 세이하자녀수 3~6 세이하자녀수 7~12 세이하자녀수 전기의취업더미 1.0000 기혼여성연령 -0.0825 1.0000 기혼여성의연령제곱 -0.1062 0.9919 1.0000 고학력더미 -0.0091-0.1951-0.1842 1.0000 수도권거주더미 -0.0645-0.0673-0.0700 0.0893 1.0000 가구소득 -0.0731-0.0299-0.0451 0.1660 0.0756 1.0000 0~2 세이하자녀수 -0.1157-0.2322-0.1960 0.0909-0.0030-0.0389 1.0000 3~6 세이하자녀수 -0.1132-0.3968-0.3477 0.1450 0.0004-0.0242 0.2049 1.0000 7~12세이하자녀수 0.0020-0.4503-0.4249 0.1186 0.0247 0.0315-0.0336 0.0837 1.0000 남편의미취업더미 남편의미취업더미 -0.1678 0.4626 0.4805-0.0658-0.0177-0.0288-0.0578-0.1157-0.1716 1.0000 < 표 7> 의동태적모형 (1) 은앞의방정식 (3) 을추정한결과이다. 이때추정은 2기이후를대상으로이루어지며, 초기조건은외생변수라고가정한다. LR검정을통해 pooled probit model과 panel probit model 중어느모델이적정한가를살펴보자. LR test 결과 이면, 전체의분산 ( ) 에대한개별특성효과의분산 ( ) 의비중이 0이되기때문에동태적모형 (1) 과 pooled probit model 이동일하게된다. LR test 결과를보면, (1)=102.38이고 1% 의유의수준하에서 이라는가설을기각하여개별특성효과 ( 즉임의효과 ) 가존재하므로동태적모형 (1) 이적절한추정모형이라는것을알수있다. 가구내에서남편의미취업이여성배우자에게미치는영향은남편의미취업더미변수가양수 (+) 이면남편이미취업상태에있을수록여성배우자가취업할
< 표 7> 동태적임의효과프로빗모형의추정결과 전기의취업여부 기혼여성의연령 기혼여성의연령제곱 학력 수도권거주더미 가구소득 0~2 세이하자녀수 3~6 세이하자녀수 7~12 세이하자녀수 남편의미취업더미 상수항 남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 57 pooled probit 계수 ( 표준오차 ) 2.3203 (0.0269)*** 0.0661 (0.0129)*** -0.0008 (0.0001)*** 0.0952 (0.0450)** -0.0806 (0.0273)*** -0.0001 (0.0000)*** -0.3699 (0.0674)*** -0.0981 (0.0373)*** 0.0121 (0.0237) -0.2669 (0.0386)*** -2.1773 (0.3261)*** 동태적모형 (1) 계수 ( 표준오차 ) 1.9295 (0.0483)*** 0.1207 (0.0197)*** -0.0014 (0.0002)*** 0.1307 (0.0726)* -0.1500 (0.0457)*** -0.0001 (0.0000)*** -0.5293 (0.0824)*** -0.1726 (0.0480)*** -0.0353 (0.0310) -0.3788 (0.0513)*** -3.0849 (0.4864)*** 0.3155 (0.0315) 동태적모형 (2) 계수 ( 표준오차 ) 1.8254 (0.1476)*** 0.2359 (0.1028)** -0.0027 (0.0010)*** 0.2901 (0.2494) 0.1567 (0.1869) -0.0001 (0.0000)*** -0.9169 (0.3023)*** -0.4358 (0.2039)*** -0.1533 (0.1295) -0.7073 (0.2054)*** -5.0108 (2.4331)** 0.5354 (0.0819)*** 1.0163 (0.2811)*** 동태적모형 (3) 계수 ( 표준오차 ) 2.2379 (0.2295)*** 0.0917 (0.0909) -0.0012 (0.0009) 0.2931 (0.2289) 0.0889 (0.1503) -0.0001 (0.0000)*** -0.8050 (0.3174)** -0.3666 (0.1928)* -0.1353 (0.1149) -0.5695 (0.1935)*** -2.0186 (2.0731) 0.3160 (0.1721)* 1.5376 (0.7759)** (ar1) -0.1989 (0.0759)*** Log likelihood -5489.52-5438.32-518.07-521.28 Wald chi2(10) 11060.53 2922.63 304.52 359.70 (pvalue) 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 주 :*** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 의유의수준에서유의함.
58 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 가능성이높아짐을의미하여부가노동효과가지배적이라고해석할수있고, 남편의미취업더미변수가음수 (-) 이면남편이미취업상태에있을수록여성배우자가미취업상태에있을가능성이높아짐을의미하여실망실업효과가지배적이라고해석할수있다. 동태적모형 (1) 의추정결과남편의미취업더미변수가음수 (-) 로나타나실망실업효과가지배적이라고해석할수있다. 또한 pooled probit model로추정한결과에서는남편의미취업더미변수의계수가 -0.2669인데비해동태적모형 (1) 의추정결과에서는남편의미취업더미변수의계수가 -0.3788이어서 pooled probit model 비해실망실업효과가더크게나타남을알수있다. 그런데만약초기조건이외생변수가아니라 와상관관계가있다면전기 (t-1기) 가현기 (t기) 에미치는영향은과대평가될수있다 (Stewart, 2006a). 이를고려하여추정한것이동태적모형 (2) 이다. 동태적모형 (2) 는초기조건을외생적으로취급하여발생하는편의를교정함으로써일관된추정치를제공하기위해 Heckman의추정치 (estimator) 를이용하여앞의방정식 (8) 을추정한결과이다. 초기조건은처음조사시점인 1998년에취업또는미취업을선택한유배우기혼여성이이전의경제활동상태에따른것일수도있고, 또는유배우기혼여성의낮은노동시장경쟁력에기인하는개인의이질성때문일수있기때문에추정치에영향을미치게된다. 따라서 Heckman은초기조건을내생화하여추정하게된다. 이때 는자기상관이없다고가정한다. Heckman의방법을이용하여추정한동태적모형 (2) 는 =0이라는것을강하게기각하고있어동태적모형 (1) 이초기조건의문제로추정치에비일관성이존재함을알수있다. 또한동태적모형 (2) 의추정결과가구내에서남편의미취업이여성배우자에게미치는영향은남편의미취업더미변수의계수값이 -0.7073으로동태적모형 (1) 의추정결과와비교할때실망실업효과는더크게나타났다. 그런데이때만약 가자기상관이존재한다면, 앞의동태적모형 (2) 는비일관된추정치를갖게될것이다. 따라서 Stewart(2006b) 는 가 AR(1) 을따른다고가정하여추정한다. 이것이앞의방정식 (9) 를추정한결과이고, < 표 3>
남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 59 의동태적모형 (3) 이다. 추정결과를보면, 가 AR(1) 을따르고있고 <0으로나타나오차항의자기상관이없다고가정하여추정한동태적모형 (2) 보다유배우기혼여성의전기의취업여부가현기의취업에더크게영향을미치는것으로나타났다. 또한가구내에서남편의미취업이여성배우자에게미치는영향을보여주는미취업더미변수의계수값은 -0.5695로동태적모형 (2) 보다다소작게나타나실망실업효과가다소줄어든결과를보이고있다. 결국어떠한동태적모형을이용하여추정하더라도가구내에서남편의미취업에따른여성배우자의경제활동상태변화에대한효과는실망실업효과가더크게나타남을알수있다. 동태적모형 (3) 을중심으로추정결과를구체적으로보면다음과같다. 먼저, 유배우기혼여성의전기 (t-1기) 취업여부는기혼여성의현재의취업여부에매우유의한영향을미치고있음을알수있다. 이러한결과는 Davies et al.(1992) 의논의를지지하는것이며, 개인간의미관측이질성을통제한후 순수한 상태의존성을구분해내었다는데그의의가있다. 상태의존성의존재는기혼여성의과거와현재의미취업상태간에구조적관계가존재한다는것이다. 둘째, 유배우기혼여성의연령, 학력등의인적속성이취업여부에미치는효과는기혼여성의경제활동참가에대한연령효과를분석한선행연구들의연구결과 ( 황윤재 최강식, 1998; 성지미 차은영, 2001; 서병선 임찬영, 2004) 와달리통계적으로유의한결과를얻지못하였다. 셋째, 유배우기혼여성의취업선택에미치는효과를가구소득, 자녀수를중심으로보면, 기혼여성의근로소득을제외한가구소득은여성의취업선택에통계적으로매우유의하게음 (-) 의영향을미치고있다. 이러한결과는기혼여성의근로소득을제외한총가구소득등소득의증가가기혼여성의경제활동참가를낮추는요인으로작용하였다는연구결과 ( 서병선 임찬영, 2004; 김지경 조유현, 2001; 성지미 차은영, 2001; 황수경, 2002; Spencer, 1973) 와일치하는결과이다. 그러나선행연구보다가구소득의계수값이매우작게나타나는데이는선행연구에서고려하지않았던개인적이질성과상태의존성을통제한결과로보여진다.
60 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 다음으로, 자녀수가기혼여성의취업선택에미치는영향을보자. 0~2 세이하자녀수는매우유의적으로기혼여성의취업선택에부정적인영향을미치는것으로나타났다. 이는영유아자녀의양육을지원하는사회적시스템이여전히부족하기때문으로보인다. 3~6 세이하자녀수도기혼여성의취업선택에음 (-) 의영향을미치고있으나 0~2 세이하자녀의경우보다더그충격의정도가낮게나타난다. 한편, 7~12세자녀수가기혼여성의취업선택에미치는영향은통계적으로유의한결과를얻지못하였다. 자녀수와관련된이러한결과는자녀양육등가사부담이기혼여성의의중임금을높임으로써이들의취업선택을억제하는방향으로작용한다는선행연구결과들을다시한번확인해준다. 넷째, 우리의관심변수인배우자의미취업더미는여성의취업선택에대해유의하게부정적인효과를갖는것으로나타나남편이미취업상태에있는기혼여성의경우취업상태에있을가능성이낮다는것을보여주는결과이다. 역으로말하면남편이취업하고있는경우기혼여성이취업하고있을가능성이더높다는것이다. 이상의분석결과로, 개인간의이질성, 상태의존성을통제한후남편의미취업이여성배우자에게미치는영향은남편이미취업상태에있을수록여성배우자가미취업상태에있을가능성이높은것으로나타났다. 이는다른선진국과마찬가지로우리나라에서도실망실업효과가부가노동효과보다지배적임을보여주는결과이다. 이러한발견은우리나라에도선택적결혼 (assortative mating) 현상이존재함을보여주는것이다. 즉선택적결혼효과가있기때문에유사한인적속성을지니고있고, 유사한노동시장환경에직면하고있는가구의구성원은노동공급에대한참여정도가유사하게나타난다고설명할수있다. Ⅴ. 결론 본연구는 KLIPS 1~10차년도개인및가구자료를이용하여유배우기혼여성의취업선택에있어남편의미취업이어떠한영향을미치는지에대해동태적
남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 61 패널분석모형을이용하여분석해보았다. 이글에서주된발견은다음과같다. 첫째, 유배우기혼여성의취업여부에대한이행확률을분석한결과과거의취업상태가현재에도지속될가능성이높게나타났고, 계량모델분석결과로도개인간의미관측이질성을통제한후유배우기혼여성의전기 (t-1기) 취업여부가현재의취업여부에매우유의한영향을미치고있어상태의존효과가있는것으로나타났다. 둘째, 기술통계분석결과유배우가구수준에서부부의인적속성과경제활동상태간에상당한유사성이있다는것을확인하였다. 즉유배우가구내에서남편의학력수준이높거나취업상태에있는경우여성배우자도학력수준이높고취업상태에있었으며, 남편이상용근로자인경우여성이상용근로자인경우의비중이높게나타났다. 이는우리노동시장에서선택적결혼효과가존재함을보여주는것으로해석할수있다. 셋째, 유배우기혼여성의취업에영향을미치는요인중연령, 6세이하자녀수등은기존의연구결과를다시한번확인하는결과를보였다. 넷째, 기혼여성의소득을제외한가구소득은기혼여성의노동공급에음 (-) 의영향을미치는것으로나타나기존의연구결과를다시한번확인하는결과를보였다. 다섯째, 남편이미취업상태는기혼여성의경우취업상태에부정적인영향을미치고있어실망실업효과가우리나라노동시장에지배적으로나타나고있음을보여준다. 본연구의분석결과기혼여성개인의이질성및상태의존성을통제한후실망실업효과가지배적으로나타나는원인은선택적결혼 (assortative mating) 현상으로설명할수있다. 즉주거지 ( 지역노동시장 ), 유사한부부의인적속성등에의해동일한노동시장환경에직면하게되어가구의구성원은노동공급에대한참여정도가유사하게나타난다는것이다. 따라서기혼여성의노동시장참여에대한정책은과거와현재의구조적관계가존재한다는상태의존성의존재와실망실업효과의존재를고려해야한다는정책적시사점을얻을수있다. 즉가계수준에서여성배우자의취업에대한
62 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 선택이남편의미취업에대한소득보전을위한것이아니라여성자신의인적자본축적정도, 일자리탐색비용등노동시장진입장벽등의요인에의한것이다. 또한우리나라노동시장에서실망실업효과가지배적이어서남편과기혼여성배우자가동일한경제활동상태에놓일가능성이높으며, 선택적결혼효과의존재, 즉부부간유사한인적속성및동일거주지로인해동일한노동시장환경에직면하고있어부부모두경제활동을하지않을경우빈곤가구화할가능성이높기때문이다. 따라서기혼여성의취업을촉진할수있는정책이필요하다. 즉기혼여성에게특화된평생교육등숙련형성프로그램및일자리탐색비용을낮출수있는직업알선기능의강화와같은적극적노동시장정책의활성화와연계된정책이요구된다. 마지막으로본연구가갖는한계를지적할필요가있다. 본연구가남편의미취업이여성배우자의취업선택에미치는효과중실망실업효과가지배적인지를살펴보는데그목적이있어기혼여성의노동공급에대한소득효과나남편의사회경제적지위 계층등이여성배우자의노동공급에미치는영향등을충분히고려하여분석하지못하였다. 기혼여성의노동공급선택메커니즘을보다깊이있게이해하기위해서는가구의다양한이전소득, 자본소득, 근로소득등소득효과에대한분석과남편의사회경제적지위 계층등이노동공급에미치는영향등을고려한후속연구가필요할것이다. 참고문헌 김우영 권현지. 비정규일자리결정의동태성과성별비정규직비중의격차분석. 여성연구 74 (1) (2008): 5~43. 김지경 조유현. 기혼여성의노동공급결정요인에관한연구. 대한가정학회지 39 (2) (2001): 15~24. 서병선 임찬영. 가계생산과기혼여성의노동공급. 국제경제연구 10 (1) (2004):
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남편의미취업이여성배우자의노동공급에미치는영향 ( 박진희 ) 65 abstract The Impact to the Employment Choice by Married Women under her Spouse's Non-employment Status Jin Hee Park The purpose of this study is to examine the labor market outcomes of married women to find out which of te added and discouraged worker effect is dominant in Korean labor market. I used the KLIPS panel data from 1998 to 2007 to analysis. The result show that an assortative mating effect exist through descriptive method. Also the estimation results using the dynamic random effect probit model show that the her spouse's non-employment status negatively effect on the employment choice of married women. Even after heterogeneity and the state dependence controlled, this study shows that discouraged worker effect is dominant in Korean labor market. Keywords : the dynamic random effect probit model, discouraged worker effect, assortative mating effect