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編 輯 委 員 위원장 : 조우현(숭실대학교 교수) 위 원 : 강경종(한국직업능력개발원 연구위원) 강상진(연세대학교 교수) 김대일(서울대학교 교수) 김미숙(한국직업능력개발원 연구위원) 김상진(한국직업능력개발원 부연구위원) 김안국(한국직업능력개발원 연구위원) 박종성(한국직업능력개발원 부연구위원) 배진한(충남대학교 교수) 신동균(한양대학교 교수) 오호영(한국직업능력개발원 부연구위원) 이수경(한국직업능력개발원 연구위원) 정일환(대구가톨릭대학교 교수) 홍성우(전남대학교 교수) 간 사 : 윤형한(한국직업능력개발원 연구원) (이 學 術 誌 에 發 表 되는 論 文 의 내용은 執 筆 者 의 의견이며 韓 國 職 業 能 力 開 發 院 의 공식적 견해와는 無 關 함) 連 絡 事 務 室 135-949 서울특별시 강남구 청담2동 15-1 한국직업능력개발원 기획조정실 기획팀 전화:(02)3485-5265 팩스:(02)3485-5016 홈페이지:http://www.krivet.re.kr

目 次 비경제활동-고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 (전재식) 1 대학졸업에서 첫 직장까지 (최문경 이기엽) 23 청년층 임금근로자의 하향취업 행태 (이찬영) 49 인적자원의 개발 및 관리와 기업성과 (이경희 정진화) 71 전략적 인사관리에서의 근로자 태도의 매개효과 (오계택 윤양배) 97 기업의 공식적 멘토링에서 멘토의 오너십과 몰입의 영향요인과 결과요인 규명 (장정훈) 127 기업 사이버교육생의 학업적 자기효능감, 자기조절학습능력, 온라인 과제가치가 만족도와 성취도에 미치는 영향 (주영주 김소나 김수미) 151 중소기업에서의 학습지향성, 학습행동, 조직환경 및 학습성과의 인과관계 (김강호 나승일) 171 진로교육에 대한 고교 교사의 내러티브 탐구 (임 언) 193 E-learning의 정서적 반응 및 학습성과가 전이성과에 미치는 영향: 직무몰입의 매개효과를 중심으로 (권오영 임효창 김세종) 219 이러닝(E-learning) 사이트 특성이 지속적인 이용의도에 미치는 영향 (노미진 이원빈 정경수) 237 사회적 관계특성이 군 조종사 이직의도에 미치는 영향과 리더-구성원 교환관계(LMX) 질의 조절효과 (최인옥 이진규 노명화) 263 기업 내 임금분산의 선행요인 및 효과: 성과급의 임금분산 효과 및 임금분산의 의식과 태도에 대한 영향을 중심으로 (구자숙 한 준 박찬웅) 285

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 1 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 (3), 2008. 12, pp. 1~22 c 韓 國 職 業 能 力 開 發 院 비경제활동-고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과* 1)2) 전 재 식** 본 논문은 비경제활동인구의 직업훈련 참여 여부 및 참여 정도가 이들의 취업능 력 제고에 어느 정도 기여할 수 있는지를 추정하고, 이를 바탕으로 정책적 함의 도 출을 목적으로 한다. 연구 결과, 비경제활동인구의 직업훈련 참여 여부는 취업에 다소 긍정적 영향을 미치는 것으로 예단되는 가운데 참여 정도 또한 취업확률에 긍 정적 영향을 주는 것으로 나타났다. 그러나 직업훈련 참여 정도의 임금효과는 없는 것으로 추정되었다. 이를 근거로 비경제활동인구 대상 직업훈련정책이 실효성을 거두기 위해서는 비경제활동인구의 특성을 반영한 정책 개발, 대상별 직업훈련 내 용의 세분화, 직업훈련 수요자의 의견을 반영한 프로그램 개발, 수요 중심형으로의 프로그램 내실화 등을 제언하고 있다. - 주제어: 비경제활동인구, 훈련 참여, 취업확률, 임금효과 투고일: 2008년 10월 30일, 심사일: 11월 13일, 게재확정일: 12월 16일 * 본 논문은 한국직업능력개발원의 2008년 기본연구인 평생직업능력개발체제 혁신(Ⅰ): 직업 능력개발정책과 고용정책과의 연계 강화 중 일부 내용을 논문 형식으로 수정ㆍ보완한 것이 다. 유익한 논평을 해 주신 익명의 두 심사자들께 감사를 드리며, 본 연구에 남아 있을 수 있 는 오류 등에 대한 모든 책임은 전적으로 필자에게 있음을 밝히는 바이다. ** 한국직업능력개발원 부연구위원 (jjs@krivet.re.kr)

2 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 Ⅰ. 문제의 제기 우리나라의 인력 관련 연구는 주로 노동력 활용에 관심이 모아져 왔고, 경제활동에 참 가하지 않는 그룹인 비경제활동인구에 대해서는 분석의 의의가 그다지 인정되지 않아 왔 다. 이는 실업대책은 실업으로 인한 인적자본 낭비 문제의 해결이라는 확고한 근거를 지 니지만, 비경제활동인구의 노동력 증가정책은 실업대책만큼 명확한 추진 근거를 제시하 기 어려웠기 때문이다(윤희숙, 2005). 특히 이들이 자발적으로 노동시장에 참여하지 않는 경우, 이를 정책적으로 배려해야 할 필요와 명분이 분명하지 않다. 더구나 비경제활동인구 의 문제에 대한 정책적 해법은 고용보다는 주로 복지차원에서 접근하여 왔다. 그러나 최근 들어 노동력(labor force) 1) 자체가 감소하는 상황에 처하게 되자, 이를 해결하기 위한 처방으로써 비경제활동인구의 노동력화에 관심을 갖기 시작했다. 비경제 활동인구의 노동력화에 관심을 가져야 할 가장 큰 이유는 고령화 등으로 인한 노동력 감 소에 대한 대응뿐만 아니라 근로능력이 있음에도 불구하고 여러 이유로 노동시장에 진입 하지 못하여 발생하는 사회ㆍ경제적 문제에 대한 정책적 대응을 위해서다. 김가율 (2006)은 근로능력이 있음에도 불구하고 지속적으로 노동시장 외부자로 머물러 있게 되 면, 개인적 차원에서는 소득상실뿐 아니라 사회ㆍ심리적 복지의 저하를 초래하게 된다고 하였다. 또한 사회적 차원에서 이러한 현상이 만연하면 사회적 통합을 저해하고 생산인 구의 유휴화로 경제적 손실이 초래되며 나아가 공공부조와 같은 복지 지출을 유발하여 국가의 재정을 압박하는 하나의 요인으로 작용하기도 한다고 하였다. 국제적으로도 비경 제활동인구에 머무르는 인구 비중을 경제의 비활동성(inactivity)으로 규정하고 이를 감 소시키는 것을 중요한 정책목표로 제시하기 시작하였다(OECD, 2003b). 2) 향후 비경 제활동인구의 노동력화에 대한 정책적 중요성은 더욱 확대될 것으로 예견된다. 그러면 이들에게 (적어도 단순한 일자리라도) 일자리 제공에 대한 보장도 없이 막연한 기대감만으로 노동시장으로의 진입을 유인할 수 있을 것인가? 일하고 싶어도 일할 수 없 1) 노동력이란 근로자 수 근로시간 수 로 표시된다. 2) OECD(2003b)는 조기퇴직이나 높은 비경활인구율을 방지하고, 취약계층의 노동시장 참여 를 활성화시키는 것을 회원국의 중요한 사회정책의 하나로 설정하고 있다.

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 3 어 노동시장에서 퇴장한 (그러나 노동시장에 진입하기를 희망하는) 비경제활동인구들에 게 취업능력을 제고시켜 줌으로써 이들이 노동시장에 진입할 수 있게 해 주는 노동정책 이야말로 사회ㆍ경제ㆍ복지 측면에서 효율적일 것이며, 또한 정책의 중요한 목표가 될 것이다. 문제는 그 방법이 무엇인가라는 점이다. 본 논문은 비경제활동인구의 직업훈련 참여 여부 및 강도(집중도)가 이들의 취업능력 제고에 어느 정도 기여할 수 있는가를 추정하여, 비경제활동인구의 노동시장 진입과정에 서 직업훈련이 기여할 수 있는 역할에 대한 정책적 함의를 도출하는 데 목적이 있다. 이 를 위해 본 논문에서 다루고자 하는 구체적인 내용은 다음과 같다. 첫째, 비경제활동인구의 규모 및 구조에 대해 알아본다. 유형별로 어떠한 구조를 갖고 있고, 인적 특성은 어떠한지 등을 분석한다. 또한 비경제활동상태-고용상태 간 이행과정 에 있어서 어떠한 특성을 지닌 사람들이 취업상태로 가고 있는지 등을 패널데이터로 연 결하여 동학적 분석을 실시한다. 둘째, 비경제활동인구의 이행과정에 있어서 훈련참여시 간, 훈련참여기간, 훈련비용을 대리변수로 하여 직업훈련 참여 및 강도(집중도)가 취업 및 임금에 어느 정도 효과를 미치고 있는지에 대해 추정한다. 셋째, 상기 실증분석 결과 를 토대로 직업훈련이 비경제활동인구의 노동시장 참여, 구체적으로 취업능력 제고를 위 해 어떻게 설계되어야 하는지에 대해 정책적 제언을 도출한다. Ⅱ. 비경제활동인구의 규모 및 구조 1. 비경제활동인구의 유형별 규모 비경제활동인구 규모는 최근 들어 꾸준히 증가하는 추세를 보여 2007년 현재 14,954 천 명에 이른다. 3) <표 1>은 2007년 기준으로 성별, 연령별, 학력별로 구분하여 각 인적 속성에 대해 절대 수치와 비중을 제시한 것이다. 먼저, 성별로는 여성이 남성보다 2배가 량 많으며, 연령별로는 15~29세 청년층이 가장 많고 다음으로 30~54세의 중장년층, 3) 이에 따라 (비경제활동인구/생산가능인구) 100 으로 계산되는 비활동성비율(inactivity ratio)은 2004년 38.0%에서 2005년 38.1%, 2007년 38.3%로 꾸준히 상승하고 있다.

4 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 65세 이상 고령층, 55~64세의 중고령층 등의 순서였다. 그러나 연령계층을 성별로 세 분화하여 보면, 각기 다른 형태가 나타나게 됨을 볼 수 있다. 즉, 남성은 청년층이 가장 높은 구성비를 차지하고 있는 가운데 특히 절대 수에 있어서도 중장년층ㆍ중고령층ㆍ고 령층을 모두 합한 규모보다 많은 반면에, 여성은 오히려 청년층의 비중이 30~54세의 중장년층보다도 낮은 것으로 나타나, 여성의 경우 졸업 후 노동시장에 진입하였다가 30 대에 접어들면서 육아 및 가사 등의 이유로 노동시장을 퇴장함으로써 경력단절이 발생하 는 것을 알 수 있다. 남녀 모두 학력이 낮을수록 노동시장에 진입하지 않는 경우가 많은 것으로 나타난다. <표 1> 비경제활동인구의 인적 속성(2007년 기준) 성별 남자 여자 학력별 연령별 (단위: 천 명, %) 전체 15~29세 30~54세 55~64세 65세 이상 전 체 4,961(33.2) 2,611(17.5) 705(4.7) 511(3.4) 1,133(7.6) 중졸 이하 2,424(16.2) 1,280(8.6) 198(1.3) 255(1.7) 691(4.6) 고 졸 1,875(12.5) 1,139(7.6) 302(2.0) 167(1.1) 267(1.8) 대졸 이상 661(4.4) 192(1.3) 205(1.4) 88(0.6) 176(1.2) 전 체 9,993(66.8) 2,714(18.1) 3,873(25.9) 1,192(8.0) 2,214(14.8) 중졸 이하 4,723(31.6) 1,164(7.8) 711(4.8) 835(5.6) 2,013(13.5) 고 졸 3,551(23.7) 1,111(7.4) 2,001(13.4) 277(1.9) 163(1.1) 대졸 이상 1,719(11.5) 439(2.9) 1,162(7.8) 80(0.5) 38(0.3) 주: 1) 구직기간(job searching period) 4주 기준임. 2) ( )안의 수치는 전체 비경제활동인구에 대한 각각의 비중임. 자료: 통계청(2007). 경제활동인구조사, 원자료. 2. 비경제활동인구의 동학적 구조 변화 그러면 어떠한 경로를 통해 비경제활동 상태에 머무는 것일까? 한 번 비경제활동 상태 에 머물게 되면 계속해서 이러한 상태가 지속되는 것일까? 이하에서는 경제활동상태의 변화에 대해 동학(dynamic) 분석을 시도한다. 이를 위해 과거(t-1기) 대비 현재(t기) 경제활동상태 변화에 대한 추이 및 현황 분석을 수행한다.

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 5 먼저 <표 2>는 경제활동상태 변화에 대한 총괄을 보여 준다. 기준기간으로서 2007년 1월에 비해 2007년 12월의 11개월 동안 어떠한 경제활동상태의 변화가 있었는지에 대 해 통계청 경제활동인구조사 자료를 패널로 연결하여 분석하였다. 전체 생산가능인구 중 취업, 실업, 비경제활동 상태에서 계속적으로 변화가 없는 경우는 전체의 83%이며, 나머지 17%는 지난 11개월 동안 경제활동상태가 변화한 것으로 분석된다. 이 중 취업 상태에서 비경제활동상태로의 변화는 6.5%, 반대로 비경제활동상태에서 취업상태로의 변화는 7.3%에 이른다. <표 2> 경제활동상태의 동학 변화(2007년 1월 2007년 12월) 4) (단위: 천 명, %) t t-1 취 업(Et) 실 업(Ut) 비경활(Nt) 취 업(Et-1) 20,213(49.9) 365(0.9) 2,617(6.5) 실 업(Ut-1) 452(1.1) 96(0.2) 254(0.6) 비경활(Nt-1) 2,966(7.3) 227(0.6) 13,330(32.9) 주: 1) 패널 연결과정에서 (각주 4)의 요인에 의해서 결측치가 16,542천 명이 발생함. 이를 다른 조건이 동일할 경우 결측치에 해당하는 인력들도 상기의 비중과 동일한 특성을 지 닌다는 강한 가정을 적용하여 결측치에 대해 각각의 비중만큼 가중치를 주어 각 셀에 더 함. 2) ( )안의 수치는 전체에 대해 각각의 비중을 나타냄. 자료: 통계청(2007). 경제활동인구조사, 원자료. 2007년을 기준 시점으로 계속적으로 비경제활동상태에 머물러 있는 사람들에 대한 성 별, 연령별, 학력별 인적 속성을 각각 알아보면, <표 3>에서 나타나듯이 전체 인원 중 약 2/3가 여성이고 나머지 1/3은 남성인 가운데, 그 중 중졸 이하 학력을 가진 여성 고령자 는 전체 중 16.2%로 가장 많았으며, 그 다음으로 고졸 학력을 가진 중장년층 여성이 12.6%였다. 또한 학력별로는 남녀를 불문하고 저학력일수록 비경제활동상태로 계속해 서 잔존하는 비중이 높았으며, 연령별로는 남성은 15~29세 연령층에서, 여성의 경우는 30~54세 연령층에서 비경제활동 상태에 계속해서 머무는 비중이 높았다. 4) 경제활동인구조사의 표본 규모는 총 32,000만 가구다. 이때 응답자의 응답부담 완화와 표본 의 노후화 현상 및 전면 표본개편에 따른 신구 계열 괴리 현상 감소를 위해 약 900가구를 매월 교체하는 연동표본 교체방식을 따른다. 따라서 본 연구에서 분석 기간으로 하고 있는 2007년 1월부터 2007년 12월까지 11개월 기간 동안 전체 표본 중 30.9%에 해당하는 9,900가구의 표본이 교체되었다.

6 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 <표 3> [비경제활동상태 비경제활동상태]에 대한 인적 구성(2007년 12월 기준) 성별 연령별 학력별 중졸 이하 고졸 대졸 이상 전체 (단위: %) 15~29세 9.7 6.5 0.9 17.1 30~54세 1.0 1.5 1.0 3.5 남자 55~64세 1.5 1.0 0.5 3.0 65세 이상 5.2 2.0 1.4 8.6 전체 17.3 11.0 3.9 32.2 15~29세 8.4 6.1 2.2 16.7 30~54세 4.3 12.6 7.3 24.3 여자 55~64세 6.3 2.1 0.6 9.0 65세 이상 16.2 1.4 0.3 17.9 전체 35.3 22.2 10.4 67.8 전체 52.6 33.1 14.2 100.0 주: 전체에 대한 각각의 비중임. 자료: 통계청(2007). 경제활동인구조사, 원자료. <표 3>은 각 계층에 대한 구성비를 감안하지 않은 경우다. 이를 보완하기 위해 각 인적 구성에 해당하는 비경제활동인구를 전체로 하여 각각이 차지하는 비중을 구하였으며, 그 결과를 <표 4>에 제시한다. 성별로는 <표 3>과 마찬가지로 여성이 남성보다 높았으나 그 차이는 줄어들었으며, 학력별로는 남녀 모두 학력이 낮을수록 비경제활동상태에 계속해 서 머무는 경우가 높았다. 연령별로는 남녀 모두 15~29세 연령층을 제외하고는 연령이 높을수록 그 비중이 커지는 방향을 보인 가운데 남성의 경우는 15~29세 연령층이 가장 높게 나타났다.

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 7 <표 4> 전체 비경제활동인구 중 [비경제활동상태 비경제활동상태]의 구성(2007년 12월 기준) (단위: %) 성별 연령별 학력별 중졸 이하 고졸 대졸 이상 전체 15~29세 80.9 38.4 11.2 46.1 30~54세 10.3 4.4 3.4 4.8 남자 55~64세 17.8 15.4 17.2 16.8 65세 이상 49.0 55.2 62.5 52.3 전체 42.8 18.3 8.7 22.2 15~29세 81.7 42.0 15.6 43.1 30~54세 27.1 32.7 34.3 32.0 여자 55~64세 44.2 51.9 53.7 46.3 65세 이상 70.0 83.0 80.8 71.0 전체 55.4 37.7 28.3 42.6 전체 50.5 27.9 17.6 32.9 주: 각 구성인원 전체를 기준으로 한 각각의 비중임. 자료: 통계청(2007). 경제활동인구조사, 원자료. 이하에서는 경제활동상태의 변화에 따른 구조를 분석한다. <표 2> 중 본 연구의 내용 에 집중하기 위해 비경제활동상태 취업상태 간 이행자에 한정하여 인적 속성 및 노동 시장 구조를 분석한다. 다음의 [그림 1]에서 [그림 3]까지는 비경제활동상태 취업상태 간 이행자들을 성 별, 연령별, 학력별 인적 속성으로 구분하여 분석한 결과다. 먼저, [그림 1]을 보면 여성 이 남성보다 1.6배 높은 가운데 남녀 모두 경제활동상태의 이동 비중이 같음을 알 수 있 었다. 또한 [그림 2]의 연령별로 이동 분석 결과, 먼저 취업 상태에서 비경제활동상태로 의 이동은 연령이 낮을수록 크게 발생하는 것으로 나타났으며, 반대로 비경제활동상태에 서 취업상태로의 이동은 30~54세 중장년층이 가장 높았고, 그 다음으로 15~29세 청 년층 등의 순서로 나타났다. [그림 3]의 학력별 이동결과를 보면, 학력이 낮을수록 취업 상태에서 비경제활동상태로의 이동이 크게 나타난 반면, 비경제활동상태에서 취업상태로 의 이동은 고졸이 가장 크게 나타났고, 그 다음으로 중졸 이하, 대졸 이상의 순서였다.

8 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 [그림 1] 성별 경제활동상태 변화 비중(2007년 12월 기준) <취업상태 비경제활동상태> <비경제활동상태 취업상태> [그림 2] 연령계층별 경제활동상태 변화 비중(2007년 12월 기준) <취업상태 비경제활동상태> <비경제활동상태 취업상태> [그림 3] 학력수준별 경제활동상태 변화 비중(2007년 12월 기준) <취업상태 비경제활동상태> <비경제활동상태 취업상태>

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 9 Ⅲ. 비경제활동인구 대상 직업훈련의 효과 1. 추정모형 설정 및 변수 설명 본 논문에서 중점적으로 밝히고자 하는 이슈는 두 가지다. 첫째는 직업훈련의 강도(집 중도)가 비경제활동인구의 취업에 긍정적 영향을 미쳤는가?, 둘째는 직업훈련의 강도 (집중도)가 비경제활동인구의 임금에 긍정적 영향을 미쳤는가? 다. 이를 위해 종속변수 에 취업 및 미취업 5) 유무(취업=1, 미취업=0)를 가변수(dummy variable)로 하고, 아래에서 설명하고 있는 통제변수들과 훈련시간 및 훈련기간, 훈련소요비용 등 훈련강도 (집중도)를 나타내는 대리변수(proxy variable)를 설명변수로 하여 로짓모형(logit model)으로 취업효과를 추정한다. 6) 또한 종속변수에 임금수준을(연간 급여 기준) 놓고 상기 설명변수를 이용하여 임금효과를 추정한다. 7) 이 때 임금수준은 실태조사에서 얻은 월 평균 급여를 연간 급여로 전환하여 로그형태로 변환한 후 사용한다. 다만, 자료의 한계로 본 논문에서는 직업훈련 참여 여부 에 대한 취업효과 및 임금효과 를 추정하지는 못한다. 이를 위해서는 가장 좋은 방법으로 비경제활동인구 모두를 대상 으로 무작위로 표본을 추출(random sampling)하고, 이들을 대상으로 실태조사를 실시 5) 미취업상태는 실업상태와 비경제활동상태를 포함한다. 이는 직업훈련 참여자들은 노동시장에 진입하기 위한 목적으로 참여하였을 것이라고 감안한다면, 비경제활동상태도 중장기적으로는 실업상태와 같을 것이라는 전제하에서다. 6) 추정모형인 로짓모형의 추정식을 설정하면 다음과 같다. 여기서,, 7) 추정모형 Mincerian Earnings Function 단, ~ 여기서 Wi는 비경제활동인구 취업 자들의 임금수준, VETi는 이들의 직능사업 참여 여부, 기간 등, Xi는 individual ability variable임.

10 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 한 후, 그 결과를 이용하여 직업훈련 참여자와 미참여자 간 취업여부 및 임금효과를 추정 하는 실험적 방법(experimental method)을 사용해야 하는데, 현실적으로 비경제활동 인구에 대한 접근이 어려울 뿐만 아니라 비경제활동인구의 직업훈련 참여율도 극히 낮아 직업훈련 참여 비경제활동인구에 대해 통계적으로 신뢰성 있고 유의할 만한 조사규모를 확보하기가 매우 어렵다(만약 가능하다 하더라도 막대한 비용과 시간이 필요할 것이다). 또한 직업훈련 참여 집단(treatment group)과 동일한 인적 속성들을 지닌 직업훈련 비 참여 집단(comparison group)을 구성한 후, 두 집단 모두에 대해 조사하여 훈련참여의 성과지표들을 조사한 후 추정하는 준실험적 방법(quasi-experimental method)도 비 경제활동인구에 대한 표본틀을 구하기란 현실적으로 어려워 도입하기 불가능하다. 따라 서 직업훈련 참여 여부 에 대한 취업효과 및 임금효과에 대해서는 상기의 두 가지 이슈에 대해 각각 직업훈련 강도(집중도)를 추정하는 과정과 실태조사 결과를 기초로 예단하는 수준에서 그치도록 한다. 한편, 설명변수 중 통제변수(control variable)로서 성, 연령, 학력, 혼인상태, 가구 주 여부, 직업훈련 참여 후 얻은 직장의 계속근로 여부, 이전 직장 유무, 사업체 규모, 산 업, 직업 등을 사용한다. 학력은 중졸 이하, 고졸, 전문대졸, 대졸 이상 등 4개로 구분하 여 고졸을 기준으로 더미변수로 처리하였다. 또한 취업의 특성을 모형에 반영하기 위해 산업은 한국표준산업분류상 대분류 기준으로 총 7개(농림어업 및 광업 제외)로 구분하여 제조업을 기준으로 더미 변수화 하였으며, 직업은 표준직업분류상 대분류 기준으로 총 9 개로 더미변수로 처리하였다. 사업체규모는 1~4인, 5~9인, 10~99인, 100~299인, 300인 이상 등 5개로 구분한 후 300인 이상 대기업을 기준으로 더미변수로 처리하였다. 2. 분석 자료 본 절의 실증분석에 이용된 자료는 직업능력개발사업 참여를 통한 취업능력 제고 현황 파악을 위한 실태조사 다. 8) 본 자료는 한국고용정보원 HRD-net DB상 실업자 훈련(신 규 및 전직실업자 훈련) 이수자를 표본틀(sample frame)로 성별과 연령별로 계층화하여 표본추출 하였으며, 최종적으로 직업능력개발훈련 신청 전 1개월 기준으로 경제활동상태가 어떠하였는지 를 질문하여 비경제활동상태라고 답한 500명을 최종적으로 조사한 것이다. 8) 본 실태조사는 2008년 8월 25일부터 9월 10일까지 전화조사(E-mail 및 Fax 조사 병행) 를 실시하였다.

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 11 <표 5> 조사대상자의 인적 속성 성별 연령별 학력별 혼인상태 가구 내 지위 경제수준 주: 1) 학력별의 경우 5명이 무응답함. 2) 비중은 전체 응답자 기준임. 구분 조사규모 비중 전체 500 100.0 남 자 226 45.2 여 자 274 54.8 20~29세 230 46.0 30~39세 166 33.2 40~49세 72 14.4 50대 이상 32 6.4 중졸 이하 19 3.8 고 졸 222 44.8 전문대/기능대졸 109 22.0 대졸 이상 145 29.3 미 혼 254 50.8 기 혼 246 49.2 가 구 주 145 29.0 배 우 자 154 30.8 자 녀 197 39.4 형제ㆍ자매 4 0.8 하 층 152 30.4 중 하 층 164 32.8 중 층 168 33.6 중 상 층 16 3.2 상 층 0 0.0 (단위: 명, %) <표 5>는 상기의 절차에 의해 최종적으로 조사 완료한 응답자들의 인적 속성을 보여 준다. 성별로는 전체 응답자 중 45.2%는 남성이고, 54.8%는 여성 응답자다. 연령별로 는 20대가 46.0%의 비중으로서 가장 많은 구성비를 차지하고 있으며, 30대는 33.2%, 40대는 14.4%, 50대 이상은 6.4%다. 학력별로는 고졸이 44.8%로서 가장 높은 비중 을 차지하였고, 대졸 이상 29.3%, 전문대졸(기능대졸 포함) 22.0%이며, 중졸 이하는 3.8%의 구성비다. 혼인상태별로는 미혼이 과반수인 50.8%고 기혼은 49.2%의 구성비 를 차지하고 있으며, 가구 내 지위에서는 가구주가 29.0%, 비가구주가 71.0%인 가운 데 비가구주 중 자녀, 배우자의 구성이 높았다. 경제수준에 있어서는 본인이 느끼기에

12 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 어느 정도 라고 질문한 사항에 대해 응답자 중 63.2%에 해당하는 316명이 중하층 이하 라고 응답한 반면, 중상층 이상이라고 응답한 비경제활동인구는 3.2%에 그쳤다. 특히, 본인의 경제수준이 하층에 속한다고 응답한 사람들의 비중은 30.4%에 이르는 반면에 상 층이라고 응답한 자들은 없었다. 따라서 이들이 느끼는 경제적 격차는 매우 크게 존재하 고 있다는 것을 유추할 수 있었다. 구체적인 분석에 앞서 직업능력개발사업 참여 후 비경제활동이었던 사람들의 경제활동 상태가 어떻게 변화하였는가를 실태조사를 바탕으로 살펴보기로 한다. [그림 4]에서 보 듯이 직업능력개발사업(이 중 신규 및 전직실업자훈련 참여자)에 참여한 비경제활동인구 중 55.6%에 이르는 사람들이 참여 후 취업하였으며, 나머지 44.4%는 미취업상태에 머 문 가운데 이 중 27.0%는 참여 전후로 계속해서 비경제활동상태에 남아 있는 것으로 나 타났다. 인적 속성별로는 취업 여부를 기준으로 하여 직업능력개발사업의 참여 효과를 판단한다고 가정할 경우 성별로는 남성이 여성보다, 연령별로는 20대가 다른 연령계층보 다 취업효과가 큰 것으로 나타났다. 이를 더욱 세분하여 보면, 남성 30대의 경우가 가장 높은 취업 비중을 보였으며, 그 다음으로 남성 20대, 여성 20대 등의 순서로 나타났다. 반면에 취업 비중이 가장 낮은 계층은 30대 여성인 가운데 여성의 경우 20대를 제외하고 는 직업능력개발사업 참여 후 취업한 경우의 비중이 절반을 넘지 못했으며, 오히려 계속 해서 비경제활동 상태로 머무는 비중이 가장 높았다. [그림 4] 인적속성별 직업훈련 참여 후 경제활동상태 변화 (단위: %) 참여 전 직업능력 참여 후 비경활 개발사업 취업 실업 비경활 전체 500명 55.6 17.4 27.0 남자 20대 131명 67.2 20.6 12.2 남자 30대 56명 75.0 14.3 10.7 남자 40대 21명 52.4 14.3 33.3 남자 50대 이상 18명 50.0 27.8 22.2 여자 20대 99명 60.6 17.2 22.2 여자 30대 110명 37.3 13.6 49.1 여자 40대 51명 41.2 13.7 45.1 여자 50대 이상 14명 42.9 35.7 21.4

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 13 3. 추정 결과 가. 직업훈련의 취업 효과 <표 6>은 상기의 절차에 따라 직업훈련 강도(집중도)의 취업효과를 이항로짓모형 (binomial logit model)으로 추정한 결과다. 즉, 과거에 비경제활동상태였던 사람들을 대상으로 구직등록을 하고 받은 직업훈련에 있어서 훈련기간 및 훈련시간, 그리고 훈련 비용 수준이 취업 여부에 어떠한 영향을 미쳤는가를 실증 분석하였다. 먼저 <모형 1>은 총 직업훈련 참여시간의 많고 적음이 이들의 취업에 어떠한 영향을 미쳤는가에 대한 추 정 결과며 계수 값은 크지 않지만 유의한 수준에서 훈련시간이 취업에 정(+)의 효과를 주는 것으로 나타났다. <모형 2>는 훈련기간이 취업에 미치는 효과를 추정한 결과다. 이 에 따르면 <모형 1>과 마찬가지로 계수 값이 정(+)의 효과가 나타남을 보고하고 있으나 유의하지는 않았다. 그러나 훈련비용의 많고 적음의 차이는 취업에는 영향을 미치지 않 은 것으로 추정되었다. 즉, <모형 3>은 훈련비용이 취업에 미치는 효과를 추정한 것인데, 이에 따르면 계수 값이 유의하지는 않았지만 오히려 음(-)의 결과를 보고하고 있었다. <표 6> 직업훈련 강도의 취업효과: 로짓분석 구분 모형 1 모형 2 모형 3 상수 2.065(1.526) 2.579(1.527)* 4.299(2.139)** 성별더미(남자=1, 여자=0) -0.232(0.107)*** -0.242(0.106)** -0.254(0.148)* 연령 -0.099(0.079) -0.111(0.078) -0.127(0.115) 연령제곱 0.001(0.001) 0.001(0.001) 0.001(0.002) 학력더미(고졸더미 기준) ㆍ중졸 이하 0.287(0.268) 0.288(0.266) -0.684(0.394)* ㆍ전문대졸 -0.144(0.124) -0.139(0.124) -0.136(0.163) ㆍ대졸 이상 -0.188(0.116)* -0.190(0.116)* -0.126(0.160) 혼인상태(기혼=1, 미혼=0) 0.357(0.144)*** 0.372(0.143)*** 0.319(0.179)** 가구주 여부 -0.298(0.127)** -0.349(0.130)*** -0.247(0.17)* 이전직장 경험 유무 0.060(0.111) 0.065(0.110) -0.223(0.168) 훈련시간 0.001(0.0004)* 훈련기간 0.002(0.003) 훈련비용 -0.002(0.004) LR 505.14 403.12 286.40 N(표본수) 495 495 271 주: ( )안의 수치는 표준오차며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 신뢰수준에서 유의함.

14 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 이 밖에 여타 설명변수와 취업 여부와의 관계를 보면, 성별의 경우 남성보다 여성이, 혼인 상태의 경우 미혼보다 기혼인 경우가, 또한 가구주 여부의 경우 가구주가 비가구주 인 경우보다 유의한 수준에서 취업효과가 크게 나타났다. 그러나 이전직장 경험 및 학력, 연령 등은 계수 값이 유의하지 않게 추정되고 있다. 그러면 비경제활동인구 대상 직업훈련 강도(집중도)의 취업효과는 인적 특성과는 상관 없이 동일한 특성을 가질 것인가? 윤희숙(2005), 김가율(2006)은 비경제활동인구를 일컬어 내부 구성원들 간의 인적 속성 및 노동시장 행태 등에 있어서 서로 다른 이질적 집단들로 이루어진 집합체라고 하였는데, 이는 정책 제언에서 중요하게 고려할 사항이 다. 즉, 비경제활동인구들의 직업능력개발을 통한 취업능력 제고 정책이 모든 계층을 막 론하고 동일해도 되는가, 아니면 남성 및 여성, 청년층 등 비경제활동인구의 인적 특성을 고려하여 소위 목표 집단별 정책을 입안해야 할 것인가에 대해 중요한 함의를 주기 때문 이다. <표 7>에서 <표 9>까지는 인적 속성별로 직업훈련 강도(집중도)의 취업효과를 추정한 결과이다. 보고의 간결성을 위해 다른 설명변수들의 추정치는 제시하지 않고 직업훈련 강도 변수의 추정 결과만을 보고한다. 먼저 <표 7>을 보면, 남성 비경제활동인구의 경우 계수 값이 유의한 수준에서 정(+)의 결과를 보여 훈련시간을 보다 증가시킬수록 취업에 긍정적 효과가 있음을 보여 주고 있다(<모형 1>). 그러나 훈련기간을 증가시키거나 이들 에게 훈련비용을 더욱 많이 지원하더라도 훈련의 취업효과는 유의하지 않은 것으로 분석 되었다(<모형 2> 및 <모형 3>). 특히 훈련비용의 경우는 증가시킬수록 유의하지는 않지 만 오히려 취업의 확률을 낮추는 것을 알 수 있었다. <표 7> 직업훈련 강도의 취업효과(남자): 로짓분석 구분 모형 1 모형 2 모형 3 훈련시간 0.001 (0.0006)* 훈련기간 0.001 (0.005) 훈련비용 -0.007 (0.006) LR 195.56 135.97 96.13 N(표본 수) 223 223 121 주: 1) ( )안의 수치는 표준오차며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 신뢰수준에서 유의함. 2) 기타 추정에 사용된 설명변수는 <표 6>과 동일하게 상수항을 포함하여, 연령 및 연령의 제곱, 학력 더미, 혼인상태, 가구주 여부, 이전직장 경험 유무 등이 포함됨.

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 15 여성 비경제활동인구의 경우, 직업훈련 참여 시 훈련시간 및 기간의 취업효과에 있어 서는 계수 값의 절대 크기 및 유의성에서 남성과 거의 유사한 결과를 보이고 있다. 즉, 훈련시간은 늘어날수록 유의한 수준에서 취업확률도 높아지고 있으나, 훈련기간의 다소 정도는 취업확률에 유의하지 않음으로 나타났다. 그러나 훈련비용의 경우는 남성과 달리 유의한 수준에서 취업여부에 정(+)의 효과가 있음을 보고하고 있다. <표 8> 직업훈련 강도의 취업효과(여자): 로짓분석 구분 모형 1 모형 2 모형 3 훈련시간 0.001(0.0005)* 훈련기간 0.002(0.004) 훈련비용 0.012(0.008)* LR 269.33 185.56 135.66 N(표본 수) 272 272 150 주: 1) ( )안의 수치는 표준오차며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 신뢰수준에서 유의함. 2) 기타 추정에 사용된 설명변수는 <표 6>과 동일하게 상수항을 포함하여, 연령 및 연령의 제곱, 학력 더미, 혼인상태, 가구주 여부, 이전직장 경험 유무 등이 포함됨. 한편, 청년층 비경제활동인구의 직업훈련 강도(집중도)의 취업효과를 분석하였으며, 그 결과는 <표 9>에 제시하였다. 이에 따르면, 성별의 경우는 물론이거나 전체를 대상으 로 한 추정결과와 계수 값의 크기 및 표준오차의 값도 매우 유사하였다. 또한 훈련비용의 많고 적음이 취업확률에 미치는 효과에 대해서는 여성과 같이 오히려 음(-)의 결과를 보 이고 있으나 유의하지는 않았다. <표 9> 직업훈련 강도의 취업효과(20~29세 청년층): 로짓분석 구분 모형 1 모형 2 모형 3 훈련시간 0.001(0.0005)* 훈련기간 0.001(0.004) 훈련비용 -0.005(0.005) LR 98.41 39.08 44.16 N(표본 수) 229 229 111 주: 1) ( )안의 수치는 표준오차며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 신뢰수준에서 유의함. 2) 기타 추정에 사용된 설명변수는 <표 6>과 동일하게 상수항을 포함하여, 성 더미, 학력 더미, 혼인상태, 가구주 여부, 이전직장 경험 유무 등이 포함됨.

16 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 나. 직업훈련의 임금 효과 <표 10>은 직업훈련 강도(집중도)의 임금효과를 최소자승법(OLS)으로 추정한 결과다. 직업훈련 참여(또는 이수) 후 취업한 자들을 대상으로 훈련기간 및 훈련시간, 그리고 훈련비 용 수준이 각기 임금수준에 어느 정도의 효과를 미쳤는가를 실증 분석하였다. 결론부터 말하 자면 훈련시간, 훈련기간, 훈련비용 등으로 측정한 직업훈련의 강도(집중도)는 취업 시 임금 에 거의 영향을 주지 못하였다. <모형 1> 및 <모형 2>의 경우 훈련시간 및 훈련기간은 유의하 지 않지만 오히려 추정치가 음(-)의 추정결과를 보고하고 있으며, 훈련비용이 임금에 미치는 효과에 있어서도(<모형 3>) 추정치는 정(+)의 부호를 보이고는 있으나 유의하지 않았다. <표 10> 직업훈련 강도의 임금효과 구분 모형 1 모형 2 모형 3 상수 6.965(0.315)*** 6.974(0.316)*** 7.012(0.519)*** 성별더미(남자=1, 여자=0) 0.337(0.047)*** 0.336(0.047)*** 0.435(0.079)*** 연령 0.018(0.017) 0.018(0.017) 0.012(0.030) 연령제곱 0.000(0.000) 0.000(0.000) 0.000(0.000) 학력더미(고졸더미 기준) ㆍ중졸 이하 -0.202(0.132)* -0.202(0.132)* -0.180(0.152) ㆍ전문대졸 0.053(0.052) 0.053(0.052) 0.109(0.076) ㆍ대졸 이상 0.083(0.048)* 0.083(0.048)* 0.154(0.078)** 직훈참여 후 계속적인 취업 유무 0.004(0.042) 0.005(0.042) 0.000(0.063) 이전직장 경험 유무 0.088(0.046)* 0.088(0.046)* 0.096(0.078) 혼인상태(기혼=1, 미혼=0) -0.081(0.060)* -0.080(0.060) -0.048(0.088) 가구주 여부 0.156(0.047)*** 0.155(0.047)*** 0.094(0.075) 사업체규모 더미(300인 이상 기준) ㆍ1~4인 -0.177(0.088)* -0.176(0.088)** -0.290(0.142)** ㆍ5~9인 -0.108(0.090) -0.106(0.090) -0.151(0.140) ㆍ10~99인 -0.023(0.085) -0.022(0.085) -0.058(0.139) ㆍ100~299인 -0.009(0.098) -0.008(0.098) -0.068(0.153) 직업 더미(사무직 기준) ㆍ고위임직원 및 전문가 0.053(0.127) 0.053(0.127) -0.045(0.164) ㆍ기술공 및 준전문가 0.024(0.064) 0.023(0.064) -0.023(0.102) ㆍ서비스판매종사자 -0.072(0.057) -0.073(0.057) -0.042(0.092) ㆍ기능 및 단순노무자 -0.070(0.057) -0.069(0.057) -0.134(0.080)* 산업 더미(제조업 기준) ㆍ전기, 가스, 수도업 -0.154(0.186) -0.155(0.186) -0.239(0.256) ㆍ건설업 0.130(0.078)* 0.131(0.078)* 0.259(0.113)** ㆍ도소매 및 음식숙박업 -0.018(0.081) -0.017(0.081) -0.043(0.103) ㆍ운수, 창고, 통신업 0.079(0.081) 0.081(0.081) 0.136(0.120) ㆍ금융, 보험, 부동산업 0.435(0.161)*** 0.435(0.161)*** 0.309(0.256) ㆍ기타 서비스업 -0.064(0.053) -0.063(0.053) -0.063(0.081) 훈련시간 -0.00003(0.0001) 훈련기간 -0.0003(0.001) 훈련비용 0.0001(0.001) Adj-R 2 0.4314 0.4316 0.4746 N(표본수) 270 270 142 주: ( )안의 수치는 표준오차며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 신뢰수준에서 유의함.

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 17 그러면 왜 직업훈련 강도(집중도)의 임금효과는 없는 것으로 나타난 것일까? 비록 실 업자 대상 실증분석이지만 직업훈련의 임금효과는 없다 는 기존 선행 연구들(유경준ㆍ이 철인, 2008; 채창균ㆍ김미란, 2004; 황광훈, 2008)에서 주장하고 있는 논리를 본 추 정결과에 대한 원인으로 대입해도 무방할 것이다. 즉, 비경제활동인구들이 직업훈련에 참여하는 일차적인 목적은 취업(또는 창업)을 위한 것이지 보다 좋은 근로조건을 위한 것임이 아니기 때문이다. 따라서 임금수준과 상관없이 일자리가 있으면 바로 취업할 성 향이 클 것이다. 앞에서 살펴본 직업훈련 강도(집중도)가 취업에 주는 효과에 대한 분석처럼 임금효과 에 있어서도 비경제활동인구 내부 구성원들의 인적 속성에 따라 각기 다른 패턴이 보이 지 않을까? <표 11>부터 <표 13>까지는 남성 및 여성, 그리고 청년층 비경제활동인구를 대상으로 임금효과를 각기 추정한 결과다. 먼저 남성 비경제활동인구들을 대상으로 한 직업훈련 강도의 임금효과를 실증분석한 <표 11>을 보면, 훈련시간(<모형 1>) 및 훈련기 간(<모형 2>) 모두 추정치가 유의한 수준에서 음(-)의 결과를 보여 직업훈련 참여량이 길면 길수록 임금은 오히려 감소하는 것으로 보고되었다. 즉, 남자의 경우 훈련 중이라도 일정 수준 이상의 일자리가 제공되면 중도에 훈련참여를 그만두고 취업하려는 성향이 높 기 때문이며, 이는 훈련을 최종까지 받는 사람일수록 그렇지 않은 사람에 비해 노동시장 에서의 경쟁력은 떨어질 수 있을 것임을 시사한다. <표 11> 직업훈련 강도의 임금효과(남자) 구분 모형 1 모형 2 모형 3 훈련시간 -0.0002(0.0001)* 훈련기간 -0.0022(0.001)** 훈련비용 0.0001(0.002) Adj-R 2 0.2087 0.2179 0.2961 N(표본 수) 147 147 75 주: 1) ( )안의 수치는 표준오차며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 신뢰수준에서 유의함. 2) 기타 추정에 사용된 설명변수는 <표 10>과 동일하게 상수항을 포함하여, 연령 및 연령 의 제곱, 학력 더미, 혼인상태, 가구주 여부, 직업훈련 참여 후 취업한 직장의 계속성 여부, 이전직장 경험 유무, 사업체 규모 더미, 직업 더미, 산업 더미 등이 포함됨. 이에 반해 여성의 경우 직업훈련의 강도(집중도)가 임금에 미치는 효과는 없는 것으로 분석되고 있는데, <표 13>에서 보듯이 상기 3개 변수에 대한 추정치 모두 정(+)의 부호

18 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 를 보이고는 있으나 유의하지 않았다. <표 12> 직업훈련 강도의 임금효과(여자) 구분 모형 1 모형 2 모형 3 훈련시간 0.0001(0.0001) 훈련기간 0.0012(0.001) 훈련비용 0.0019(0.0019) Adj-R 2 0.2093 0.2078 0.3338 N(표본 수) 123 123 67 주: 1) ( )안의 수치는 표준오차며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 신뢰수준에서 유의함. 2) 기타 추정에 사용된 설명변수는 <표 10>과 동일하게 상수항을 포함하여, 연령 및 연령 의 제곱, 학력 더미, 혼인상태, 가구주 여부, 직업훈련 참여 후 취업한 직장의 계속성 여 부, 이전직장 경험 유무, 사업체 규모 더미, 직업 더미, 산업 더미 등이 포함됨. 한편, 20~29세 청년층의 경우는 훈련시간 및 훈련기간에 대한 추정치는 비록 유의하 지 않지만 음(-)의 부호를 보이고 있으며, 훈련비용의 많고 적음에 따른 임금효과 또한 없는 것으로 나타났다. <표 13> 직업훈련 강도의 임금효과(20~29세 청년층) 구분 모형 1 모형 2 모형 3 훈련시간 -0.00001(0.00007) 훈련기간 -0.0028(0.0006) 훈련비용 0.0005(0.002) Adj-R 2 0.3026 0.2182 0.1656 N(표본 수) 147 147 69 주: 1) ( )안의 수치는 표준오차며, *는 10%, **는 5%, ***는 1% 신뢰수준에서 유의함. 2) 기타 추정에 사용된 설명변수는 <표 10>과 동일하게 상수항을 포함하여, 성별 더미, 학 력 더미, 혼인상태, 가구주 여부, 직업훈련 참여 후 취업한 직장의 계속성 여부, 이전직 장 경험 유무, 사업체 규모 더미, 직업 더미, 산업 더미 등이 포함됨.

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 19 Ⅳ. 결론 직업훈련의 강도(집중도)가 비경제활동인구의 취업 및 임금에 미치는 효과에 대한 추 정결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 직업훈련의 참여 여부는 비경제활동인구의 취업 에 다소 긍정적 영향을 미치는 것으로 예단되는 가운데 9) 참여 시 직업훈련의 강도(집중 도)는 취업확률에 소폭 긍정적 영향을 미친다. 그러나 모든 강도(집중도)가 긍정적 영향 을 미치는 것은 아니다. 이러한 결과는 인적 속성에 상관없이 남성, 여성, 청년층 등 모 두 동일한 결과를 보이고 있다. 둘째, 직업훈련 강도(집중도)의 임금효과는 없는 것으로 추정되었다. 훈련시간과 훈련기간의 장단 및 훈련비용의 고저 모두 임금에 효과를 주지 못하고 있다. 그러나 취업효과와는 달리 임금에 미치는 효과는 인적 속성에 따라 다르게 나타나고 있다. 즉, 남성의 경우는 오히려 직업훈련 강도(집중도)가 높을수록 임금에 미 치는 효과는 부(-)의 결과를 보이는 반면에 여성 및 청년층의 경우는 결과가 유의하지 않 았다. 이상의 추정결과에 기초하여 비경제활동인구의 고용능력 제고를 위한 직업능력개발 방 안으로서 다음과 같은 정책 제언을 한다. 정책의 기본 방향은 비경제활동인구들을 어떻 게 하면 노동시장으로 유도할 수 있는가에 대한 고민에서 출발되어야 할 것이며, 이와 더 불어 정책 대상 범주에 대한 고민도 필요하다. 비경제활동인구는 노동시장에 진입할 의 사가 전혀 없는 순수 비경제활동인구와 자발적/비자발적 사유로 노동시장에서 퇴장한 구 직단념자로 나뉘는데, 전자의 경우를 노동시장 측면에서의 정책 대상에 포함시키기란 어 려울 것이고, 또한 정책의 효과성도 장담 못할 것이다. 따라서 정책적 충격이 가해지면 노동시장에 나올 유인이 상대적으로 높은 사람들로 대상을 집중해야 할 것이다. 첫째, 비경제활동상태에 있는 사람들만을 대상으로 한 직업능력개발정책이 마련되어 9) 직업훈련 강도(집중도)의 취업효과에 대한 추정결과를 통한 예단에 앞서 [그림 4]에서 보듯 이 비경제활동상태였던 사람들이 직업훈련(정확하게는 실업자훈련)에 참여한 후 과반수인 55.6%에 이르는 사람들이 취업했다는 결과에서도 알 수 있다. 또한 직업훈련 참여의 취업 도움 여부에서도 5점 척도 기준으로 도움이 되었다는 응답자들의 비중이 70.4%이며, 평균 3.94점에 이르고 있다.

20 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 야 할 것이다. 실상 우리나라에는 이들만을 대상으로 한 직업능력개발정책은 전무한 실 정이다. 기존 정책은 이들을 구직등록을 통한 실업자 상태로 전환시킨 후 정책대상 제도 권에 포함시키지만, 실업자와 비경제활동인구 간 차이를 고려하지 않기 때문에 실업자 특성과 다른 비경제활동인구만이 지니고 있는 특성을 반영한 면밀한 정책의 수립 및 집 행이 어렵다. 노동력이 감소하는 현 시점에서 경제가 탄력을 얻기 위해서는 여전히 일하 고 싶어도 여러 가지 이유로 일을 하지 않는 (혹은 못하는) 인력에 대해서 정부가 정책적 책임감을 가져야 할 것이다. 둘째, 직업훈련의 내용이 대상별로 세분화되어야 할 것이다. 기존 직업훈련의 내용을 보면, 집단별로 구분된 정책이 수립, 집행되지 못하고 있으며 너무 획일적이다. 추정 결 과에서 계층에 따라 직업훈련 참여 여부 및 직업훈련 강도(집중도)의 효과가 다르게 나 타나는 것은 비경제활동인구의 학력수준, 나이 등 인적 특성을 고려함이 없이 전체 틀에 서 같은 내용으로 진행되었기 때문이다. 이와 더불어 비경제활동인구 대상 직업훈련은 기간을 늘리기보다는 훈련시간 및 훈련내용의 내실화를 통한 직업훈련의 집중도를 높여 야 할 것이다. 셋째, 직업훈련 수요자(참여자)의 의견을 반영한 다양한 훈련 프로그램 개발이 요청된 다. 물론 직업훈련은 훈련대상과 훈련방법, 훈련주체에 따라 다양한 형태로 시행되지만, 정부에 의해 제공되는 직업훈련 프로그램들은 직업에 필요한, 즉 시장에서 통용될 수 있 는 기술 및 기능을 개발할 수 있도록 기회를 제공하는 것을 목표로 해야 할 것이다. 넷째, 직업훈련 프로그램을 수요 중심형 으로 내실화 함이 필요하다. 기업이 필요로 하 는 직무가 훈련내용에 반영되지 못하면 그 기술은 가치가 없으며, 이러한 결과들은 결국 은 훈련을 받은 사람들의 취업 및 임금 등 근로조건의 악화로 바로 이어질 수 있다. 추정 결과에서도 살펴보았듯이 훈련 강도(집중도)가 임금에 미치는 효과가 거의 없음은 물론 이거니와 일부 특정 계층에 따라 취업확률도 높여 주지 못하고 있었다. 이는 여전히 직업 훈련이 기업의 수요를 충분히 반영하지 못한 채 이루어지고, 또한 훈련 내용도 양호하지 않아 취업을 오히려 어렵게 하는 훈련의 잠금효과(lock-in-effect) (채창균ㆍ김미란, 2004)가 존재하여 직업훈련의 취업효과가 사실상 없는 것으로 해석할 수 있다.

비경제활동 -고용 이행에 있어서 직업훈련 참여 효과 21 참 고 문 헌 김가율(2006). 비고용인구의 노동력상태 이행역동과 영향요인에 관한 연구: 취업ㆍ실업 ㆍ경계노동력ㆍ순수비경활상태로의 이행을 중심으로, 노동정책연구, 제6권 제1호, 1~37쪽, 한국노동연구원. 유경준ㆍ이철인(2008). 실업자 직업훈련의 효과 추정, 노동경제논집, 제31권 제1호, 59~103쪽, 한국노동경제학회. 윤희숙(2005). 한계노동력 경제활동참가 형태에 관한 연구, 한국개발연구, 제27권 제2 호, 155~203쪽, 한국개발연구원. 채창균ㆍ김미란(2004). 실업자 직업훈련 참여자의 취업 및 고용효과 분석, 한국직업능 력개발원. 통계청(2007). 경제활동인구조사, 원자료. 황광훈(2008). 실업자 직업훈련 참여자의 특성과 훈련 성과 결정요인: HRD-net 자료를 중심으로, e-고용이슈, 제18호, 1~14쪽, 한국고용정보원. OECD(2003a). The Source of Economic Growth in OECD Countries. (2003b). Employment Outlook.

22 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 abstract Effect of Job Training Program Attendance on Inactivity-Employment Transition Jae-Sik, Jun This paper attempts to estimate of employablilty effect on job training attendance and job training concentration for non labor force, and then suggest to implications for implementing employment policies. I find that attendance concentration of job training for non labor force affected positive effect to employability, but not affected positive effect to wage. To gain effective results of employment policy for non labor force, I argue that design policies reflecting human resources characteristics, enrichment of job training program, developing demand-oriented program, departmentalizing target group, and connecting other policies. Keyword: Non labor force, Inactivity, Job training attendance, Employment effect, Wage effect

대학졸업에서 첫 직장까지 23 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 (3), 2008. 12, pp. 23~48 c 韓 國 職 業 能 力 開 發 院 대학졸업에서 첫 직장까지* 10)11)12) 최 문 경** 이 기 엽*** 본 연구는 전국의 대학교 졸업생들을 모집단으로 확률 표본추출방법에 의해 표 집된 대규모 설문조사 자료를 분석함으로써 대학생들이 첫 직장으로 진입하는 과 정에 영향을 미치는 요인들을 실증적으로 검토하였다. 분석 결과를 보면, 일반적으 로 인적자본으로 거론되는 변수들, 그리고 기회구조를 나타내는 변수들 모두 첫 직 장으로의 탈출 확률에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 더욱 중 요한 것은 이러한 변수들이 모두 통제되었을 때, 구직과정에 관한 변수들이 첫 직 장 진입에 있어 매우 중요한 역할을 한다는 점이다. 즉, 다른 조건이 동일할 때, 좀 더 빨리 구직을 시작하고 다양한 방법을 동원해 직장을 알아보는 것은 첫 직장을 얻는 데 유의하게 긍정적인 효과를 지니며, 특히 좋은 직장의 경우에는 공식적인 방법을 사용해 구직을 하는 것이 효과적인 것으로 나타났다. - 주제어: 대졸자취업, 청년노동시장, 구직방법, 구직과정, 사건사 분석 투고일: 2008년 7월 30일, 심사일: 11월 12일, 게재확정일: 12월 16일 * 이 논문을 세심히 읽고 유익한 논평을 해 주신 논평자분들께 깊이 감사 드린다. ** 국민대학교 사회학과 조교수 (mkchoi@kookmin.ac.kr), 교신저자 *** 홍익대학교 경영대학 교수 (kylee@hongik.ac.kr)

24 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 Ⅰ. 문제의 제기 몇 년 전부터 청년실업이 우리 사회가 해결해야 하는 심각한 사회문제로 대두되고 있 다. 외환위기를 거치면서 우리 경제의 구조개편 과정이 진행 중이며, 이에 우리 사회 전 체의 실업률이 외환위기 이전에 비해 높아진 것이 사실이다. 그렇다고는 해도 청년실업 률은 다른 연령의 실업률에 비해 월등히 높은 것 또한 사실이다. 예를 들어, 2005년의 경우, 15세에서 29세까지의 실업률은 전체 실업률 3.4%의 두 배가 넘는 7.4%였다. 더 욱이 청년층의 경우, 현실적으로 실업과 비경제활동상태의 구분이 무의미해(김안국, 2003; 안주엽 홍서연, 2002; 이병희, 2003) 청년층의 실제 실업률은 이보다 훨씬 더 높을 것으로 추정되고 있다. 이러한 상황은 곧 노동시장으로 진출해야 하는 대학생들의 학습과정에 영향을 미쳐 점 차 더 많은 대학생들이 대학에서의 교과과정을 취업과 연계시키는 경향을 보임은 물론, 대학에서의 교과목 공부 이외에도 취업을 위한 준비를 별도로 수행하고 있는 것으로 조 사되고 있다. 예를 들어, 1998년 이후 입학생들의 경우 1995~1996년 입학생에 비해 전공을 선택하는 이유로 진로나 취업전망을 중요시하는 비율이 증가했음은 물론, 복수전 공과 부전공을 택하는 학생들의 비율도 크게 증가하였다(장원섭, 2004). 또한 전체 대 학생의 과반수 정도가 어학이나 자격증 등을 위한 시험 준비를 하고 있으며, 이를 위해 학원에 다니는 학생들의 비율도 학년이 올라가면서 점차 증가하는 것으로 나타나고 있다 (김태기 외, 2005). 한편 이렇게 대학생들 사이에서도 사교육이 일반화되면서, 대학생 들의 사교육 참여 여부와 비용에 가정의 사회경제적 지위가 영향을 미치고 있어 결과적 으로 계층의 재생산 가능성이 높아지고 있다는 우려까지 제기되고 있다(민혜리, 2003). 하지만 과연 대학생들이 대학 재학기간 동안 취득하는 이러한 인적자본들이 노동시장에 서의 성공을 가져오는 데 실제로 영향을 미치고 있는가에 관한 우리의 이해는 매우 제한 적이다. 현재까지 대학졸업자들이 첫 직장으로 진입하는 데 있어 어떠한 요인들이 영향 을 미치는가의 문제를 실증적으로 검토한 연구는 매우 제한적이며, 그나마 대부분의 경 우도 제한된 표본만을 검토하고 있어 연구결과의 일반화가 가능하지 않은 현실이기 때문

대학졸업에서 첫 직장까지 25 이다. 본 연구에서는 전국의 대학교 졸업생들을 모집단으로 확률 표본추출방법에 의해 표집된 대규모 설문조사 자료를 분석함으로써 대학생들이 첫 직장으로 진입하는 과정에 영향을 미치는 요인들을 실증적으로 검토해 보고자 한다. 본 논문의 구성은 다음과 같다. 이어지는 2장에서는 본 연구의 관심 주제인 학교에서 노동세계로의 이행 과정에 관해 그 동안 이루어진 기존 연구들을 검토한다. 3장에서는 본 연구를 위한 분석에 사용된 자료와 분석방법에 관해 설명하고 있다. 4장에서는 분석 결과가 보고되고 있으며, 5장에서는 분석결과를 통해 유추해 볼 수 있는 정책적 함의와 문제점을 기술하며 논문을 맺고 있다. Ⅱ. 학교에서 일의 세계로의 전환 일반적으로 학교에서 일의 세계로의 이행 과정을 검토하는 연구들은 그러한 전환과정 에 영향을 미치는 요인들로 대략 세 가지를 주목하고 있다. 첫째는 노동공급 측면을 중시 하는 입장으로, 학교에서 일의 세계로의 전환이 성공적으로 이루어지는가를 결정하는 것 은 개인의 기술과 능력, 그리고 일에 대한 태도 등 개별적 요인이라는 입장이다. 둘째는 노동수요 측면을 중시하는 입장으로, 일정한 특성을 지닌 개인들이 진입하는 노동시장은 열려 있는 개방체계이기보다는 성, 연령, 학력, 지역 등에 준해 구조적으로 분절된 체계 를 지니고 있으며, 따라서 이러한 분절된 노동시장 중 어떤 곳으로 진입이 이루어지는가 에 따라 개인의 특성들이 전환과정에 미치는 영향이 다르게 나타날 수 있다는 입장이다. 마지막으로는 노동의 공급과 수요를 연계시켜 주는 과정에 주목하는 입장으로, 노동시장 에서의 성공을 결정하는 데는 노동공급자의 개인적 특성과 구조화된 노동시장의 제 측면 을 측정하는 변수들뿐 아니라 그러한 두 측면의 요인들이 서로 마주하게 되는 계기를 제 공하는 구직과정과 관련된 요인들(예를 들어, 구직 방법, 사회적 관계망 등)이 중요한 역 할을 한다는 입장이다(장원섭, 2006). 이러한 개략적 시각에 기초해 그 동안 우리 사회에서 대학교 졸업자들의 첫 직장 진입 에 관해 이루어진 실증적 연구들을 검토해 보자. 먼저 대기업 취업을 대학 졸업자들의 성 공적인 첫 직장 진입으로 간주할 수 있다면, 남성, 명문대 여부, 영어 학점, 학점, 이공계

26 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 열 출신 여부, 그리고 취업강좌 이수 등이 대학 졸업생들의 성공적인 첫 직장 진입에 긍 정적인 역할을 하는 것으로 나타나고 있다(김미란, 2005; 임천순 양병무, 2006; 정태 영 이기엽, 2005). 다음으로 청년층(15~30세) 일반에 관해 이루어진 일부 연구들의 결과를 살펴보면(박성준, 2005; 이병희, 2003; 안주엽 홍서연, 2002; 채창균, 2003), 청년들의 성공적인 첫 직장 진입에 재학 중 근로경험(아르바이트 경험 여부)이 일관되게 긍정적인 영향을 미치고 있으며, 여성이 남성보다 첫 직장 진입이 빠른 것으로 나타나고 있다. 그런데 여성이 남성보다 첫 직장으로의 진입이 빠르다는 결과는 첫 직장 진입 시의 종착지 특성이 좀 더 세분화되면 다른 결과를 보여 준다. 예를 들어, 비정규직을 포함해 모든 일을 검토하면 여성의 첫 직장 진입이 남성보다 빠르지만, 단지 정규직만으로 제한 해 첫 직장 진입을 살펴보면 남성의 진입이 여성보다 빠른 것으로 나타나고 있다(장지 연 호정화, 2001). 한편 구직과정과 관련하여 2000년 한국노동패널자료 중 15 30세의 인구를 대상으 로 실업에서의 탈출 확률을 검토한 박성준(2005)의 연구 결과에 의하면, 구직과정에서 공식적 구직활동(공공, 민간 직업안정기관과 학교)은 탈출 확률에 영향을 미치지 않지 만, 비공식 구직활동(연고 및 가족, 친지의 소개)은 실업으로부터의 탈출 확률을 높이는 것으로 나타나고 있다. Ⅲ. 자료 및 분석 방법 1. 자료 분석에 사용된 자료는 한국고용정보원의 대졸자 직업이동 경로조사 자료이다. 자료의 모집단은 2004년 8월과 2005년 2월 전문대, 교육대학, 그리고 4년제 대학 졸업자, 502,764명이며, 표본은 모집단의 5%에 해당하는 25,281명이다. 자료수집에 사용된 표본추출방법은 층화표본추출방법으로, 층화에 사용된 변수는 다음의 네 가지이다. 첫째 는 대학 유형으로, 전문대학, 4년제 대학, 그리고 교육대 대학의 3개 층으로 구성된다. 둘째, 대학 소재 지역을 16개 시, 도에서 5개 지역으로 권역화 하여 이를 5개의 층(서울

대학졸업에서 첫 직장까지 27 권, 경기권, 충청권, 전라권, 경상권)으로 구성한다. 셋째, 대학졸업자의 성별에 따라 2 개의 층을 구성한다(남성, 여성). 마지막으로 고려된 변수는 전공계열로, 이는 7개의 층 으로 구성된다(인문, 사회, 교육, 자연, 공학, 의약, 예체능). 이상 네 개의 층화 변수를 조합하면 총 210개의 층이 산출된다(3 5 2 7). 이렇게 210개의 층을 구성한 후 각 층 에 해당하는 표본을 표본프레임으로부터 무작위 추출하였다. 이 때 사용된 표본프레임은 한국교육개발원의 졸업자 취업통계조사 결과이다. 설문조사는 2006년 9월에서 12월 사이에 실시되었으며, 설문조사 내용은 현재 경제 활동상태, 첫 직장관련 사항, 졸업 후 현재까지 경제활동상태, 졸업 학교 생활, 재학 중 일자리 경험, 졸업 전후 취업준비, 앞으로의 진로, 그리고 개인의 인적사항 및 가계 배경 등을 포함하고 있다. 본 연구에서는 총 표본 25,281명 중 4년제 대학 졸업생(n=15,910, 약 63%)만을 검토하고자 한다. 이는 전문대학 졸업생, 교육대학 졸업생, 그리고 일반대학 졸업생들이 졸업 후 진입하는 노동시장이 상이할 것이기에, 이러한 집단들을 함께 분석하면 일반대 학 졸업자들의 첫 직장 진입에 영향을 미치는 요인들의 효과가 제대로 검토되지 않을 것 이라 판단되기 때문이다. 4년제 대학 졸업생 15,910명 중 졸업 후 현재까지 학업을 지 속하고 있는 사람(n=1,181), 그리고 졸업 후 현재까지의 취업상황을 검토하는 데 필요 한 정보가 일부 누락된 표본을 제외하고 분석에 포함된 표본 수는 13,778명이다. 그런데 본 연구는 기본적으로 대학 졸업 시점에서 첫 직장까지의 이행 기간을 분석하 고 있는데, 대학 졸업자들의 31.4%(n=4,326)가 졸업시점 이전에 첫 직장을 다니기 시작한 것으로 나타나고 있다. 이 중 3,165명의 첫 직장 시작 시기는 졸업 전 6개월 이 내이며, 1,161명은 졸업 전 7개월에서 48개월 이전에 첫 직장생활을 시작했다. 이에 본 분석에서는 졸업 48개월에서 7개월 이전에 첫 직장을 시작한 1,161명은 분석에서 제외 하고, 졸업 6개월 이전에 첫 직장을 시작한 3,165명의 경우에는 졸업시점에 첫 직장을 시작한 것으로 계산해 분석에 포함시켰다. 따라서 최종적으로 분석에 포함된 표본 수는 12,617명이다. 2. 분석 방법 본 연구에서는 기본적으로 대학 졸업 시점에서 첫 직장까지의 이행 기간을 분석하고 있는데, 이를 위해 사용된 분석 방법은 사건사 방법(event history analysis)이다. 우

28 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 리의 관심사인 졸업 후 첫 직장 생활을 시작할 때까지 걸리는 시간에 영향을 미치는 요인 을 파악하기 위해서 우리는 회귀분석은 사용할 수 없다. 왜냐하면 조사 시점에 취업에 성 공을 하지 못한 사람이 존재하고, 이러한 사람에게는 첫 직장을 잡을 때까지 걸리는 시 간이 무한대에 이를 수도 있기 때문이다. 이렇게 관측 시점에 첫 직장을 시작한 경험이 없는 우측절단(right-censored)된 표본이 있는 경우에 우리는 해저드 모형(hazard model)을 사용하여야 한다. 해저드 모형에서는 종속변수로 해저드 함수를 사용한다. 예 를 들어, 사건의 발생시점을 나타내는 확률변수를 T라고 하면, 해저드 함수 h(t)는 어떤 사건이 시점 t까지 발생하지 않았다는 조건하에서 이 사건이 시점 t에 발생할 확률, 즉 조건부 순간 탈출확률을 말한다. lim 본 연구에서의 해저드 함수는 직장이 없는 상태가 지속되다가 어떤 시점에서 첫 직장 을 시작하게 될 확률을 말한다. 따라서 첫 직장을 시작할 때까지 걸리는 시간이 짧다는 것은 각 시점에서 직장을 잡을 확률이 크다는 것, 즉 해저드가 크다는 것을 의미한다. 이 러한 해저드 모형을 적용하기 위해서는 시간에 따라 사건이 발생할 확률을 나타내는 분 포를 가정하는 것이 필요하다. 하지만 Cox의 비례해저드 회귀모형(proportional hazard model)에서는 시간에 따른 사건발생 확률에 대하여 특정의 분포를 가정하지 않 고도 각 독립변수가 해저드에 미치는 영향을 추정할 수 있다. 따라서 본 연구에서는 비례 해저드 모형을 사용하기로 한다. 사건발생 확률에 영향을 미치는 독립변수 벡터를 X, 회 귀계수를 β라고 하자. 비례해저드 회귀모형에서 관측 시점 t에서의 해저드는 다음과 같 이 표현된다. 위 식에서 는 독립변수의 영향을 제외한 t기에서의 기본 해저드(baseline hazard)를 나타낸다. 기본 해저드는 독립변수의 값이 0(X=0)일 때, 시점 t에 사건이 처음 일어날 조건부확률을 의미한다. 위 식의 비례해저드 회귀모형에서는 매 시점의 해 저드 수준은 기본 해저드에 의해서 결정되며, 독립변수(X)는 단순히 시점(t)에 관계없이

대학졸업에서 첫 직장까지 29 기본해저드를 증가 또는 감소시키는 역할을 한다. 이렇게 비례해저드 회귀모형을 사용하 면, 기본해저드의 분포에 대한 함수를 가정하지 않고서도, 각 독립변수가 해저드에 미치 는 영향력의 방향과 유의성을 추정할 수 있다. 본 연구의 모형에서 종속변수는 첫 직장을 시작할 확률을 의미한다. 따라서 회귀계수 의 부호가 (+)라는 것은 독립변수가 증가함에 따라 첫 직장을 잡을 확률이 증가한다는 것을 의미하고, 회귀계수의 부호가 (-)라는 것은 독립변수가 증가함에 따라 첫 직장을 잡 을 확률이 감소한다는 것을 의미한다. 이 때 독립변수의 영향력은 관찰시점(t)에 관계없 이 일정하다(Yamaguchi, 1991). Ⅳ. 분석 결과 1. 일반 대학 졸업자들의 특성 첫 직장 생활을 시작할 확률을 분석하는 데 사용된 변수들을 기술적인 차원에서 검 토해 본 결과가 다음의 <표 1>에 나타나 있다. 먼저 <표 1>에 포함된 변수들 중 설문지 의 문항에서부터 몇 단계의 변환과정을 거쳐 구성된 몇몇 변수들의 구성 과정을 간략하 게 살펴보자. 먼저, 본 연구에서는 첫 직장을 첫 직장 과 좋은 첫 직장 으로 분리해 검토하고 있다. 첫 직장 이란 모든 종류의 일을 포함하는 포괄적인 개념에서의 직장을 지칭한다(즉 수입 이 없는 무급가족종사자, 아르바이트 및 파트타임 근무 등을 모두 포함). 다음으로 좋은 첫 직장 이란 일자리에 관한 네 개의 설문 문항을 조합해 보다 안정적인 임금근로자만을 포함하는 개념으로서의 직장으로 첫 직장을 제한한 결과이다. 여기에 사용된 설문 문항 은 다음의 네 문항이다. 첫째는, 첫 직장은 다음 중 어디에 해당하였습니까? 이다. 여기 에 제시된 응답문항은, 하루 종일 일하는 일반 직장과 시간단위로 일하는 파트타임이나 아르바이트의 두 문항이다. 둘째는 종사상 지위에 관한 질문으로, 여기에 제시된 응답 문항은 상용직, 임시직, 일용직, 종업원을 둔 고용주, 종업원이 없는 자영업자, 그리고 무급가족종사자의 6개 항목이다. 세 번째 설문문항은 첫 직장에서의 근로형태에 관한

30 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 <표 1> 대학졸업자들의 일반적인 특성 변수 기술통계량 첫 직장 (분포, %) 첫 직장까지의 기간 (평균 개월 수) 좋은 첫 직장 (분포, %) 좋은 첫 직장까지의 기간 (평균 개월 수) 92.3 11.2 64.2 9.4 학교 등급 1등급 (1-10) 14.2 (분포, %) 2등급 (11-32) 3등급 (33+) 22.6 63.2 학점 최상위권 0.4 (분포, %) 상위권 중위권 하위권 최하위권 4.0 46.6 40.3 8.7 전공계열 인문, 사회, 교육 46.9 (분포, %) 공학, 자연, 의약 예체능 45.1 8.0 자격증 (분포, %) 49.5 자격증 수 0 (분포, %) 1 2 3 4 5 50.5 27.4 13.1 5.9 2.2 0.9 어학연수 (분포, %) 16.6 복수 전공 (분포, %) 22.9 직업훈련 (분포, %) 16.3 아르바이트 (분포, %) 72.8 가구소득 1백만 원 이하 5.7 (분포, %) 1~2백만 원 2~3백만 원 3~4백만 원 4~5백만 원 5~10백만 원 10백만 원 이상 18.8 25.7 15.5 14.9 15.8 3.7 성 여자 45.4 (분포, %) 남자 54.6 지역 서울 30.8 (분포, %) 수도권 비수도권 17.5 51.7 졸업 전 구직 기간 (평균 개월 수) 4.5 구직 방법 없다 38.5 (분포, %) 공식 비공식 직접 접촉 56.1 4.6 0.8 구직방법 다양성 (분포, %) 없다 한 방법 두 방법 주: 가구소득 10백만 원 이상의 경우, 대표값을 15백만 원으로 처리하였음. 38.3 37.6 24.2

대학졸업에서 첫 직장까지 31 것으로, 여기에 제시된 응답항목은, 정규직 일반사원, 인턴사원, 공공근로, 파견근로, 프 리랜서, 사내하청근로, 그리고 시간제근로의 7개 항목이다. 마지막으로 사용된 설문문항 은 근로계약 여부와 그 기간에 관한 것으로( 첫 직장에서 근로계약기간이 별도로 정해져 있었습니까? 정해져 있었다면 언제까지였습니까?), 이에 제시된 응답 항목은, 정해져 있지 않았다, 1개월~1년 미만, 1년 이상, 1개월 미만 혹은 고정된 사업장 없이 며칠 또 는 몇 주간씩 일했음이라는 네 개의 항목을 포함하고 있다. 이상 네 개의 설문문항에 대 한 응답을 사용하여 구성한 좋은 첫 직장 이란 하루 종일 일하는 일반 직장, 상용직, 정 규직 일반사원 또는 인턴사원, 그리고 계약기간이 정해져 있지 않거나 계약기간이 1년 이상이라는 조건을 모두 충족시키는 일자리이다. 다음으로 학교 등급이라는 변수는 출신대학에 관한 정보를 2006년 중앙일보 대학평가 종합순위 자료에 준해 범주화 자료로 변환시켜 구성한 것이다. 실제 분석에서는 대학들 을 범주화 시킨 뒤 이를 이용해 다시 서열변수를 구성하는 방식으로도 사용해 보았을 뿐 아니라 범주형 자료를 구성하는 데 있어서도 여러 가지 방법으로 달리 변수를 구성해 분 석에 포함시켜 보았다. 모델의 설명력과 간결성 측면에서 평가할 때 가장 적합한 것으로 판단된 대학 등급 변수는 자료에 포함된 153개의 대학을 3개의 범주로 나눈 것이다(1위 에서 10위에 해당하는 대학이 1등급, 11위에서 32위에 해당하는 대학이 2등급, 그리고 그 외의 대학이 3등급). 단 이때 본교, 분교에 관한 정보를 사용하여 모든 분교는 3등급 으로 분류하였다. 자격증이라는 변수는 자격증 취득 시점에 관한 정보를 이용하여 대학교 졸업 당시, 즉 응답자가 노동시장에 진입하던 시점, 응답자가 가지고 있던 자격증만을 재분류하여 분석 에 포함시켰다. 다음으로 가구소득(월평균)의 경우, 원자료에서 가구소득은 1에서 7의 값을 지니며, 각 값에는 일정 범위가 표기되어 있다(예를 들어, 3 4백만 원 미만). 본 연구에서는 각 값에 해당하는 금액의 중앙값을 구해 1), 이를 가구소득의 값으로 사용하였다. 다음으로 지역이라는 변수는 원자료에는 출신 대학 소재지에 따라 서울권, 경기권, 충 청권, 경상권, 전라권으로 분류되어 있다. 기존의 다른 문헌들(안주엽 홍서연, 2002; 채창균, 2003)에서 지역변수를 처리한 방법에 준해 본 연구에서도 지역변수는 서울/ 수 1) 이 중 원자료에서 7로 표기되어 있는 집단의 경우(3.7%), 원자료의 응답은 1,000만 원 이 상 으로 주어져 있다. 이들에 대해서는 임의로 최대값을 2,000만 원으로 정한 후 중앙값을 1,500만 원으로 규정하였다.

32 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 도권(경기)/ 비수도권(충청, 전라, 경상) 의 세 범주로 재구성해 사용하였다. 다음으로 졸업 전 구직기간이란, 졸업을 전후하여 일자리를 찾아보기 시작한 최초의 시점에 관한 정보를 바탕으로 원자료에는 연과 월로 표기되어 있다. 이를 이용하여 본 분 석에서는 졸업 이전부터 졸업 시점까지 구직활동을 한 기간(개월 수)을 구성하였다. 실 제 분석에서는 이렇게 구성된 졸업 전 구직기간 이라는 변수 이외에 구직 활동 유무 라는 변수도 추가적으로 포함되어 있다. 이는 졸업 전 구직활동을 하지 않은 응답자들을 단순 히 0의 구직기간을 가지는 것으로 처리해 구직활동을 한 응답자들과 동일하게 취급하는 것보다는 구직활동을 한 집단과 하지 않은 집단을 일차적으로 비교한 후, 구직기간의 효 과를 추가적으로 검토하는 것이 각 변수의 영향력을 추정하는 데 있어 보다 정확한 측정 치를 얻을 수 있기 때문이다. 구직방법과 구직방법 다양성은 다음과 같이 구성되었다. 원 설문지에는 졸업 전 구직 을 하는 과정에서 사용된 구직 방법에 관한 질문이 포함되어 있으며, 사용되었던 주된 방 법을 1순위, 2순위로 묻고 있다. 이에 관한 응답 항목으로는 10개의 항목이 나열되어 있 다. 구직 방법에 관한 기존 연구들에 준해, 본 연구에서는 이러한 10개의 응답항목을 3 개의 범주로 재구성하였다. 첫째는 공식적 방법(학교 취업정보실, 공공 직업안내소, 사설 직업안내소/ 워크넷 등 인터넷을 통해/ 신문, TV 등 광고를 통해/ 직업 및 취업박람회를 통해), 둘째는 비공식적 방법(가족, 친지를 통해/ 교수님을 통해/ 친구, 선배 등 지인을 통해), 그리고 셋째는 직접 접촉(일하고 싶은 곳을 직접 찾아다니면서)이다. 이후 분석에서는 구직방법에 관한 정보를 두 가지 방법으로 검토해 보았다. 첫째, 가장 주된 구직방법으로 표기된 1순위 구직방법을 위의 세 가지 범주에 준해 재구성하였다( 구 직 방법 ). 둘째, 구직 방법 1순위와 2순위에 있는 정보들을 위의 세 범주에 준해 조정한 뒤, 이를 이용해 구직방법 다양성 변수를 구성하였다. 먼저 1순위와 2순위로 사용된 구 직방법이 위의 세 범주 중 같은 범주에 속하는가 하는 기준에 의해 응답자는 0에서 2 중 한 값을 부여 받게 된다(0은 졸업 전 구직을 하지 않은 사람이며, 1은 졸업 전 1순위와 2순위로 사용된 구직방법 둘이 모두 같은 범주에 속하는 경우이며, 2는 1순위와 2순위 로 사용된 구직방법이 다른 범주에 속하는 경우이다). 이 후의 분석에서 이는 다시 두 개 의 더미변수로 분석에 포함되었다. 첫 번째 더미변수의 경우는 아무런 구직방법을 이용 하지 않은 사람(즉 구직을 하지 않은 사람)과 한 가지 구직방법을 이용하여 구직활동을 한 사람을 비교하는 더미변수이며, 두 번째 더미변수의 경우에는 아무런 구직방법을 이 용하지 않은 사람(즉 구직을 하지 않은 사람)과 두 가지 구직방법을 동원해 구직을 한 사

대학졸업에서 첫 직장까지 33 람을 비교하는 더미변수이다. 이상 변수 구성 과정을 염두에 두고 분석에 포함된 응답자들의 일반적인 특성들을 검 토해 보자. 졸업 후 22개월에서 28개월의 시간이 지난 조사 시점에, 응답자 중 92%는 그 동안 첫 직장을 경험한 것으로 나타나고 있다. 그러나 첫 직장의 개념을 좀 더 구체화시켜 좋 은 첫 직장 으로 제한하면 그러한 비율은 64%로 줄어든다. 한편 첫 직장까지의 이행 기 간을 살펴보면, 첫 직장이 좋은 직장으로 제한되었을 때의 이행 기간이 9개월 정도인데 비해, 모든 일자리를 다 포함하는 개념으로서의 첫 직장의 경우에는 11개월로 이행 기간 이 더 길어진다. 이는 보다 안정된 일자리로 진입하는 졸업생들의 경우에 취직이 보다 일 찍 이루어지며, 시간이 지연되면 취직이 늦어지고 있는 응답자들이 본인들의 기준에 맞 지 않는 직장이더라도 진입하는 것을 반영하고 있는 것으로 생각된다 2). 학교등급에 관해 살펴보면, 1등급 대학에 해당하는 졸업생들이 14%, 2등급 대학에 해당하는 졸업생들이 23% 정도이며, 나머지는 3등급에 속하는 대학의 졸업생들이다. 학 점은 설문지의 질문 형태가 객관적인 사실보다는 주관적인 인식을 측정하고 있는 관계로 ( 졸업학점은 어느 등급에 해당합니까? ), 중위권과 상위권에 다소 몰린 형태로 나타나고 있다. 계열 변수는 7개의 값을 3개의 범주로 재구성해 보면, 문과계열과 이과계열이 각 각 45% 정도이며 예체능계열이 10% 정도이다. 졸업시점에 거의 반 정도(49.5%)의 학 생들이 자격증을 소지하고 있었으며, 3개 이상의 자격증을 소지하고 있던 학생의 비율도 거의 10% 정도나 된다. 17% 정도의 학생이 재학 중 어학연수를 다녀온 경험이 있으며, 23% 정도는 대학 재학 중 복수전공, 부전공, 또는 연계전공을 하였다. 또한 16%의 학 생이 직업훈련 3) 을 받은 경험이 있으며 아르바이트를 경험한 비율은 73%에 달한다. 한 편 가구소득의 분포는 비교적 고르게 나타나고 있으며, 지역의 경우에는 서울이 31%, 수도권이 18%, 그리고 비수도권이 52% 정도인 것으로 나타나고 있다. 평균적으로 대학 졸업생들은 졸업 이전 4 5개월 정도부터 구직을 시작하는 것으로 2) 또는 이러한 현상은 우리나라의 채용 관행에 따른 결과로 해석될 수도 있을 것이다. 즉 봄과 가을의 특정시기에 이루어지는 공채는 일반적으로 정규직 중심의 채용이며, 본 연구에서 지 칭하는 좋은 첫 직장 의 대다수가 정규직일 것으로 추정되는 바, 이러한 취업의 다수가 특정 시기에 집중적으로 이루어질 가능성이 크다는 해석도 가능할 것으로 생각된다. 3) 본 자료에서 사용된 직업훈련의 개념은 매우 포괄적인 것으로, 취업, 창업, 또는 업무능력향 상을 위한 교육 및 훈련으로, 직장연수, 학원수강, 통신강좌, 그리고 교양강좌도 포함하는 것으로 규정되어 있다.

34 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 보이며, 그 과정에서 가장 많이 사용되는 구직 방법은 공식적인 방법이다. 구직방법의 다 양성에 관해 검토해 보면 공식적, 비공식적, 그리고 직접 접촉 등의 방법 중 하나만의 방 법을 사용하는 집단이 두 가지 방법을 모두 사용하는 집단보다는 더 일반적인 것으로 나 타나고 있다. 2. 첫 직장으로의 이행 그러면 이러한 변수들은 첫 직장 진입을 결정하는 데 어떻게 영향을 미치고 있을까? 첫 직장을 모든 일자리를 포함하는 포괄적인 개념으로 규정하고, 첫 직장으로의 탈출 확 률을 비례해저드 모형을 사용해 추정한 결과가 <표 2>에 제시되어 있다. <표 2> 첫 직장으로의 이행 변수 모형 Ⅰ 모형 Ⅱ 모형 Ⅲ 모형 Ⅳ 학교등급 1등급 2등급.11(.04)** -.03(.03).13(.04)** -.04(.03).13(.04)** -.03(.03).13(.04)** -.03(.03) 학점.07(.01)**.07(.01)**.08(.01)**.08(.01)** 전공 인문, 사회, 교육 예체능 -.22(.02)**.07(.04) -.21(.02)**.08(.04)* -.21(.02)**.08(.04)* -.21(.02)**.08(.04)* 자격증 수.02(.01)**.02(.01)*.02(.01)**.02(.01)** 어학연수.17(.03)**.15(.03)**.15(.03)**.15(.03)** 복수전공.03(.02).02(.02).03(.02).03(.02) 직업훈련.11(.02)**.08(.02)**.08(.03)**.08(.03)** 아르바이트.07(.02)**.03(.02).04(.02)*.04(.02)* 지역 서울 수도권.08(.03)**.07(.03)**.06(.03)*.06(.03)*.07(.03)*.06(.03)*.07(.03)*.06(.03)* 성.15(.02)**.13(.02)**.15(.02)**.15(.02)** 가구소득.03(.003)**.03(.003)**.03(.003)**.03(.003)** 구직 활동 유무 졸업 전 구직기간 구직방법 구직방법 다양성 공식적 비공식적 직접접촉 한 방법 두 방법.14(.02)**.03(.002)**.25(.02)**.22(.05)**.15(.10).27(.02)**.22(.02)** -2*LogLikelihood 201247.53 200261.21 200409.30 200817.98 Wald Chi-Square 472.67** 867.46** 625.17** 630.47** N 12,557 12,522 12,519 12,543 주: 1) 괄호 안의 숫자는 표준오차임. 2) 유의수준 **: <.01, *: <.05를 의미함.

대학졸업에서 첫 직장까지 35 <표 2>에는 첫 직장으로의 이행과정에 관한 네 개의 모델이 제시되어 있다. 첫 번째는 인적자본 수준을 측정하는 개인 변수들과 기회구조의 정도를 측정하는 변수들을 포함하 는 기본 모델이며, 나머지 모델들은 이 기본 모델에 구직과정에 관한 정보를 측정하는 변 수를 각각 하나씩 추가한 것이다. 구직과정에 관한 세 변수들이 이렇게 순차적으로 추가 될 수밖에 없는 이유는 이 세 변수에서 모두 졸업 전 구직활동을 하지 않은 4,829명 (38.3%)이 0의 값을 가지고 있기 때문에, 세 변수들이 동시에 모델에 포함되게 되면 다 중공선성의 문제가 제기되기 때문이다. 먼저 모델 Ⅰ을 보면, 대학교 등급의 효과는 단지 1등급에 해당하는 학교에서만 관찰 된다. 1등급에 속하는 대학교 졸업생들은 3등급에 속하는 대학의 졸업생들보다 첫 직장 을 가질 확률이 높지만, 반면 2등급 대학 졸업자들과 3등급 대학 졸업자들 사이에는 별 차이가 관찰되지 않는다. 즉 노동시장 진입에 있어 학벌효과는 소수의 일류대 의 경우에 한해 관찰되고 있다. 그 외 모델에 포함되어 있는 대다수의 변수들이 첫 직장을 얻는 데 있어 매우 강한 설명력을 보여 주고 있다. 구체적으로 학점, 자격증의 수 4), 어학연수, 직 업 훈련, 그리고 아르바이트 경험 여부는 모두 첫 직장 진입에 유의하게 긍정적인 영향을 미치고 있으며, 인문 사회 교육 계열 졸업생은 타 계열 졸업생들보다 취직에 있어 불 리한 위치에 있는 것으로 나타나고 있다. 가구 소득 또한 첫 직장 진입에 유의하게 긍정 적인 영향을 보여 주고 있다. 반면 복수전공의 경우에는 첫 직장을 얻는 데 별 도움이 되 지 않는 것으로 보인다. 한편 기회구조에 관한 변수들의 영향을 살펴보면, 비수도권의 졸 업생들에 비해 서울과 수도권 학생들의 취업이 보다 용이하며 5) 남성이 여성보다 취직에 유리하다 6). 4) 자격증과 관련해서는 자격증 유무와 자격증의 수를 각각 포함시켜 분석하였다. 분석 결과를 보면, 자격증의 유무보다는 자격증 수를 포함한 모델의 적합성 정도가 높아 논문에는 자격증 수를 분석한 모델들을 포함시켰다. 5) 추가적으로 준거집단을 다르게 설정한 후 서울과 수도권 졸업생들 간에 차이가 나타나는지를 검토해 본 결과, 서울과 수도권 졸업생들 간의 차이는 통계적으로 유의하지 않게 나타나고 있다. 6) 한 논평자는 남녀의 차이가 단순히 하나의 더미변수 이상의 의미로 분석될 필요가 있음을 지 적하였다. 이러한 지적의 타당성을 인정해 본 연구에서는 남녀 각각에 대해 분석을 시도하였 으며, 그 결과가 <부표 1~4>에 제시되어 있다. 분석 결과를 보면, 남녀 대졸자들 간에 일정 한 차이가 관찰되고 있다. 특히 그러한 차이는 일반적인 첫 직장의 모델에서 두드러지게 나 타나고 있어, 이 경우 여자들에게서는 학교의 등급, 학점, 자격증 및 지역 변수의 효과가 통 계적으로 유의하지 않게 나타나고 있다. 좋은 첫 직장 의 경우에는 이러한 차이가 상대적으 로 많이 사라지고 있기는 하지만, 지역변수의 경우 여전히 남녀 간에 차이가 관찰되고 있다.

36 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 다음으로 이러한 기본 변수들에 구직과정에 관한 변수들을 추가한 다른 모델들을 살펴 보자. 구직과정에 관한 세 변수들은 모두 첫 취직을 설명하는 데 중요한 역할을 하고 있 어, 졸업 전 구직을 하지 않았던 사람보다는 구직활동을 하였던 사람, 또한 구직을 먼저 시작한 사람일수록, 그리고 공식적이거나 비공식적인 구직 방법을 사용해 구직을 한 사 람일수록 그렇지 않은 사람에 비해 첫 직장 취직이 용이한 것으로 나타나고 있다 7). 그런 데 모델의 적합성을 평가하는 통계치들을 사용해 이러한 구직과정에 관한 변수들의 영향 력 정도를 비교해 보면, 이 세 변수 중 구직기간의 영향이 가장 강하게 작용하고 있음을 알 수 있다. 즉 졸업생들의 개별적 특성과 기회구조적 요인들을 통제하고 볼 때, 구직을 먼저 시작할수록 첫 직장을 얻을 확률은 높아진다고 할 수 있다. 이러한 결과는 미국 졸 업 대학생들을 대상으로 분석한 장원섭(1997)의 연구에서도 동일하게 나타나고 있으며, 그는 구직을 위한 노력은 노동시장에서의 성공에 영향을 미친다. 즉 좀 더 빨리 시작하 고, 더욱 활발하게 구직을 하면 좋은 일자리를 얻을 가능성은 그 만큼 커지게 된다 고 결 론짓고 있다. 한편 구직과정에 관한 변수들을 추가한 모델들과 기본 모델을 비교해 보면 한 가지 흥 미로운 사실을 발견할 수 있다. 이는 아르바이트 경험에 관한 변수의 역할과 관련된 것으 로, 아르바이트 경험 여부는 모델 Ⅰ과 다른 모델들에서 다르게 작동하고 있는 것으로 나 타나고 있다. 즉 기본 모델에서 아르바이트 경험 여부는 첫 직장을 얻는 데 매우 중요한 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타나고 있는데, 여기에 구직기간에 관한 변수가 포함 되게 되면 아르바이트 경험 여부의 효과는 사라진다. 한편 구직기간 대신 구직 방법, 그 이러한 결과는 아마도 남녀 대졸자들이 속하게 되는 노동시장의 차이에서 기인하는 것으로 생각된다. 하지만 아직은 청년층 또는 대졸자들만을 대상으로 성별 노동시장의 차이를 검토 한 기존 연구들이 전혀 없어 본 분석 결과를 심도 있게 검토하기에는 기초자료가 부족한 현 실이다. 차후에 청년증 또는 대졸자들이 속한 노동시장의 성별차이에 관한 연구가 좀 더 축 적되면 그와 관련해 본 분석결과를 좀 더 심도 있게 검토해 보도록 하겠다. 7) 한편 구직방법의 다양성과 관련해서는 구직을 하지 않았던 사람에 비해 구직활동을 한 사람 이 취업확률이 높기는 하지만, 한 가지 방법을 사용한 사람과 두 가지 방법을 사용한 사람 간에는 별다른 차이가 없는 것으로 나타나고 있다. 더욱이 이후에 보고되고 있는 좋은 첫 직장으로의 취업의 경우에는, 한 가지 방법을 사용한 사람이 두 가지 방법을 사용한 사람보 다 취업확률이 높은 것으로 나타나고 있다(준거집단을 두 가지 방법으로 하여 한 방법과 두 방법의 차이를 검증한 결과가 통계적으로 유의함). 이러한 결과는 다소 의외의 결과라고 할 수 있는데, 한 논평자는 이와 관련하여 모델에 내생성이 존재할 가능성을 지적하였다. 즉 한 가지 방법만으로 취직을 시도하다 그것이 용이하지 않을 경우 순차적으로 다른 방법을 사용 하는 경우를 생각해 볼 수 있다는 것이다. 이 경우 구직방법의 다양성과 관련해서는 한 가지 방법이 두 가지 방법보다 더 효과적인 것으로 나타나게 될 것이다.

대학졸업에서 첫 직장까지 37 리고 구직방법의 다양성에 관한 변수가 포함되게 되면, 아르바이트 경험 여부는 다시 첫 직장을 얻는 데 중요한 역할을 하는 것으로 나타나고 있기는 하지만, 그 영향의 효과는 구직방법 및 구직방법 다양성의 변수를 제외하는 모델에서 나타나는 아르바이트의 효과 에 비하면 적은 것으로 나타나고 있다. 이러한 결과는 왜 나타나고 있는 것일까? 이는 아르바이트 경험 여부가 첫 직장을 얻 는 데 영향을 미치는 과정에 관한 이해를 통해 설명될 수 있다. 기존의 몇몇 연구들(이병 희, 2003; 안주엽 홍서연, 2002; 채창균, 2003)은 대학생들의 아르바이트 경험 여부 가 첫 직장 진입에 매우 강한 양의 효과를 가진다는 것을 일관되게 발견했는데, 문제는 과연 이러한 효과가 왜 존재하는가 하는 점이다. 우리가 예상할 수 있는 바와 같이 대학 생들의 아르바이트 활동은 그다지 많은 기술이나 지식을 필요로 하지 않는 단순 노동에 가까운 일이 대다수인데, 그런데도 왜 아르바이트 경험 여부는 첫 직장 진입에 영향을 미 치는 것일까? 이에 제기되었던 추측은, 비록 대다수의 대학생들이 아르바이트를 통해 단 순노동에 종사해 그들의 아르바이트 경험이 첫 직장을 구하는 데 있어 일의 내용 측면에 서는 도움이 되지는 않는다고 하더라도, 대학생들이 아르바이트를 통해 보다 일찍 노동 시장의 현실에 대해 눈을 뜨게 되고, 이로 인해 보다 적극적인 자세로 노동시장 진입을 먼저 준비하게 된다는 것이다. 즉 아르바이트를 경험한 집단은 아르바이트를 경험하지 않은 집단에 비해 구직기간이 길어지며, 그러한 구직기간의 효과가 첫 직장 취득에서의 높은 성공률로 나타난다는 설명이다. 구직기간이 포함되면 아르바이트 효과가 사라지고, 구직기간이 제외되면 아르바이트 효과가 매우 강하게 나타나는 본 분석결과에 의하면, 구직기간에 관한 정보가 없었던 연구들에서 가설로 제시되었던 아르바이트 경험 여부, 구직기간, 그리고 첫 직장 취득의 관계는 경험적으로 설득력이 있는 설명인 것으로 보 인다. 3. 좋은 첫 직장으로의 이행 다음으로는 첫 직장의 범위를 축소해, 좋은 첫 직장 에 취직한 사람들의 경우에는 우리 의 설명변수들이 어떻게 작동하고 있는지 검토해 보자. 다음의 <표 3>은 첫 직장의 범위 를 좋은 첫 직장으로 제한했을 때의 첫 직장으로의 이행에 관한 모델들을 보여 주고 있는 데, 앞서 <표 2>에서와 마찬가지로 <표 3>에서는 기본모델과 이에 구직과정에 관한 변수 들이 순차적으로 추가되는 세 모델이 각각 제시되어 있다. 앞서 <표 2>에서의 모델들을

38 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 비교할 때와 마찬가지로, <표 3>에서의 모델 Ⅰ과 모델 Ⅱ, Ⅲ, Ⅳ는 아르바이트 경험 여 부에 관한 변수 이외에는 별다른 차이를 보이고 있지 않으며, 아르바이트 경험 여부는 좋 은 첫 직장으로의 이행에서도 앞서 <표 2>에서와 같은 방식으로 작동하고 있다. <표 3> 좋은 첫 직장으로의 이행 변수 모형 Ⅰ 모형 Ⅱ 모형 Ⅲ 모형 Ⅳ 학교등급 1등급 2등급.19(.04)**.00(.03).21(.04)**.00(.03).22(.04)**.01(.03).21(.04)**.00(.03) 학점.11(.02)**.11(.02)**.13(.02)**.12(.02)** 전공 인문, 사회, 교육 예체능 -.29(.02)** -.28(.05)** -.28(.02)** -.27(.05)** -.28(.02)** -.26(.05)** -.28(.02)** -.26(.05)** 자격증 수.04(.01)**.04(.01)**.04(.01)**.04(.01)** 어학연수.27(.03)**.23(.03)**.23(.03)**.23(.03)** 복수전공.02(.03).01(.03).02(.03).01(.02) 직업훈련.16(.03)**.12(.03)**.11(.03)**.11(.03)** 아르바이트.09(.03)**.04(.03).06(.03)*.05(.03)* 지역 서울 수도권.13(.03)**.14(.03)**.11(.03)**.13(.03)**.11(.03)**.13(.03)**.12(.03)**.13(.03)** 성.35(.02)**.33(.02)**.35(.02)**.35(.02)** 가구소득.04(.003)**.04(.004)**.04(.004)**.04(.003)** 구직 활동 유무 졸업 전 구직기간 구직방법 구직방법 다양성 공식적 비공식적 직접접촉 한 방법 두 방법.21(.03)**.03(.002)**.36(.02)**.20(.06)**.12(.13).38(.03)**.28(.03)** -2*LogLikelihood 140181.34 139336.23 139514.43 139768.72 Wald Chi-Square 839.57** 1274.27** 1042.28** 1051.87** N 12,557 12,522 12,519 12,543 주: 1) 괄호 안의 숫자는 표준오차임. 2) 유의수준 **: <.01, *: <.05를 의미함. 다음으로는 <표 2>와 <표 3>을 비교해 보자. 첫 직장을 포괄적으로 규정할 때와 좋은 직장으로 제한해서 검토하면 모델에 포함되어 있는 변수들의 영향력은 어떻게 변화하는 가? 먼저 전공계열에 관한 변수가 <표 2>와 <표 3>에서 매우 다르게 작동하고 있음을 알 수 있다. 첫 직장을 포괄적으로 규정하는 경우, 전공계열별 취업은 자연, 이공, 의학, 그

대학졸업에서 첫 직장까지 39 리고 예체능계가 비슷한 반면에 인문, 사회, 교육계열은 그보다 낮다고 할 수 있다. 반면 에 첫 직장을 좋은 직장으로 제한하면, 예체능계열 졸업생들의 취직률은 인문, 사회, 교 육 계열과 비슷한 것으로 나타난다. 이러한 결과는 아마도 예체능 계열 출신 대학생들의 취직이 비공식적 사교육부문에서 많이 이루어지고 있는 현실을 반영한 것이 아닌가 생각 된다. 다음으로 <표 2>와 <표 3>을 비교해 보면, 구직방법의 영향이 다소 다르게 나타나고 있음을 알 수 있다. 첫 직장으로의 이행의 경우, 구직을 하지 않은 경우에 비해, 구직을 했을 경우, 그 방법이 공식적인 것이었는지, 비공식적이었는지는 별 차이가 없는 것으로 나타나고 있다. 반면 좋은 첫 직장으로의 이행의 경우, 공식적 방법을 사용해 구직을 한 것이 구직을 하지 않은 것에 비해 가지는 영향력의 크기는 비공식적 방법을 사용해 구직 을 한 것이 가지는 효과에 비해 월등히 큰 것으로 나타나고 있다. 즉 좋은 직장으로의 이 행 경우에 보다 효과적인 구직 방법은 공식적 방법이라고 할 수 있는데, 이러한 결과는 아마도 좋은 직장일수록 공식적 방법을 통해 채용을 결정하는 현실을 반영한 것으로 생 각된다. 한편 이러한 결과는 구직과정에 관한 다른 연구들에서의 결과와 부합되는 것으 로, 예를 들어, 노동패널조사 자료를 이용해 구직방법을 검토한 이병훈(2002)의 연구 결과에 의하면, 어떠한 구직 방법을 사용하는가에 영향을 미치는 가장 중요한 요인이 학 력이며, 학력이 높을수록 공식적인 구직 방법을 사용한다고 한다. 마찬가지로, 다른 자료 ( 아시아 사람들의 직장생활에 관한 조사 )를 분석한 김성훈(2003)의 연구에서도 취업시 장에서 유리한 위치에 있는 취업자 범주가 구직과정에서 사회연결망을 덜 활용하며, 전 반적으로 자원이 많을수록 공식적 방법을 사용한다고 밝히고 있다. 마지막으로 <표 2>와 <표 3>을 비교해 보면, <표 3>에서 모델에 포함된 변수들의 영향 력이 전반적으로 <표 2>에서의 경우 보다 훨씬 더 강하게 나타나고 있음을 볼 수 있다. 학교 등급, 학점, 전공계열, 자격증, 어학연수, 직업훈련, 아르바이트 경험, 가구소득, 그 리고 지역 및 성 등 모델에 포함된 모든 변수들이 <표 3>에서는 <표 2>에서보다 더 커다 란 영향력을 보여 주고 있다. 이에 따라 결과적으로 <표 3>에 포함된 모델들의 설명력은 <표 2>에 포함된 모델들의 설명력보다 훨씬 더 높게 나타나고 있다. 이는 다음과 같은 과 정을 통해 관찰되는 것으로 추론할 수 있다. 첫 직장을 보다 안정적인 일자리로 제한했을 경우, 그러한 일자리로의 취직은 포괄적인 일자리로의 취직에 비해 보다 공식적인 경로 를 통해 이루어지고 있을 가능성이 높다. 이에 모델이 포함하지 못한 외생변수들의 영향 력이 첫 직장으로의 이행에 관한 모델과 좋은 첫 직장으로의 이행에 관한 모델을 비교하

40 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 자면 전자의 경우에 더욱 크게 나타나고 있을 가능성이 크다. 따라서 그러한 외생변수들 의 영향력이 어느 정도 사라진 좋은 첫 직장으로의 이행에 관한 모델에서는 분석에 포함 된 독립변수들의 영향력이 보다 분명하게 나타나고 있는 것으로 생각된다. V. 결론 및 함의 본 연구에서는 전국 규모의 확률표본 자료를 사용해 4년제 대학 졸업생들의 첫 직장 진입과정에 영향을 미치는 요인들을 검토해 보았다. 이를 위해 독립변수들을 졸업생들의 개별적 인적 자원의 수준과 특성을 측정하는 변수들, 노동시장의 수요 측면을 측정하는 변수들, 그리고 공급과 수요가 연계되는 구직과정에 관한 변수들로 구분해, 이러한 요인 들이 대학 졸업생들의 첫 직장으로의 탈출 확률에 어떠한 영향을 미치는지 추정해 보았 다. 분석 결과를 보면, 일반적으로 인적자본으로 거론되는 변수들(대학 등급, 자격증, 학 점, 전공, 어학연수, 직업훈련, 그리고 가구소득), 그리고 기회구조를 나타내는 변수들 (지역, 성) 모두 첫 직장으로의 탈출 확률에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나 타나고 있다. 더욱 중요한 것은 이러한 변수들이 모두 통제되었을 때, 구직과정에 관한 변수들이 첫 직장 진입에 있어 매우 중요한 역할을 한다는 점이다. 즉 다른 조건이 동일할 때, 좀 더 빨리 구직을 시작하고, 공식적이거나 비공식적인 방법을 통해 직장을 알아보는 것은 첫 직장을 얻는 데 유의하게 긍정적인 효과를 지니며, 특히 좋은 직장의 경우에는 공식적인 방법을 사용해 구직을 하는 것이 효과적인 것으로 보인다. 이러한 결과가 시사하는 바는 무엇인가? 앞서 기술되었던 바와 같이 대학 졸업자들의 실업 문제가 나날이 가시화되고, 이에 따라 대학 재학생들의 취업준비가 날로 심화되고 있다. 하지만 대학생 개개인이 취업을 위해 개별적인 수준에서의 자질을 높이기 위한 노 력이 중요한 만큼 학생들과 노동시장의 수요를 연결시켜 효과적인 구직과정이 이루어질 수 있게 하는 것 또한 대학 졸업생들의 성공적인 노동시장 진입에 있어 중요한 역할을 할 것으로 생각된다. 특히나 좋은 일자리로 첫 직장을 한정할 경우, 공식적 방법을 이용한 구 직이 보다 효과적이라는 본 연구의 분석 결과에 준해 생각해 본다면, 대학졸업자들과 노

대학졸업에서 첫 직장까지 41 동수요자들 사이의 연계가 보다 효과적으로 이루어질 수 있게 하는 일련의 제도적 조치 들은 대졸자들의 취업을 보다 용이하게 할 수 있을 것으로 생각된다. 예를 들어, 현재 노 동부에서 제공하고 있는 워크넷 서비스 또는 지역별로 운영하고 있는 고용지원센터 등의 공공 정보망을 확충하고 홍보해 보다 널리 사용될 수 있게 하는 것, 또는 대학교의 취업 지원 기능을 보다 강화하는 제도적 조치 등을 생각해 볼 수 있다. 앞서 기존 문헌을 검토하는 과정에서 기술되었던 바와 같이 학교에서 노동시장으로의 전환 과정에 영향을 미치는 요인들은 대략적으로 세 부류이다. 이 중 하나가 공급과 수요 를 연계시키는 과정인데, 이러한 과정에서 중요한 역할을 하는 것이 바로 사회적 관계망 이다. 사회적 관계망이란 개인적 관계망은 물론 제도적 관계망도 포함한다. 국가, 지역사 회, 그리고 학교 등이 제공할 수 있는 이러한 제도적 관계망의 강화는 대졸자들의 첫 직 장으로의 진입을 보다 용이하게 하는 데 있어 중요한 역할을 할 것으로 생각된다. 그런데 한편 이 중 대학의 역할과 관련해서는 좀 더 세심한 접근이 필요한 듯하다. 전 국 8개 대학의 대학생들을 조사한 김태기 외(2005)의 연구 결과에 의하면, 우리나라의 대학생들은 취업에 대한 걱정은 높지만, 현실적으로 대학을 통해 진로 및 취업을 위한 지 도가 잘 이루어지지는 않는다고 느끼고 있다고 한다. 이는 현실적으로 우리의 대학이 제 공하는 진로지도란 기업 등 외부에서 대학에 채용공고나 구인요청이 들어오면 이를 학생 들에게 전달하는 수준에서의 지도에 머물고 있기 때문이다. 이러한 현실을 바탕으로 대 학들이 제도적 관계망을 통해, 또는 굳이 제도화된 관계망이 아니라 하더라도 보다 전문 적인 취업 지도 과정을 통해 재학생들의 구직 과정을 좀더 적극적으로 살펴야 한다는 주 장이 제기되기도 하지만, 한편으로 이러한 주장은 많은 경우 대학의 근본적 기능이 무엇 인가를 둘러싼 본질적인 논쟁 8) 을 불러일으키게 되는 것도 사실이다. 따라서 아마도 이 를 둘러싼 논쟁에서 어떤 입장을 취할 것인가가 우선적으로 결정되어야만 대학이 그러한 기능을 담당할 것인가를 결정할 수 있을 것이라는 점에서, 이와 관련해 합의점을 찾아가 는 과정은 쉽지만은 않은 과제가 될 것으로 생각된다. 8) 교육과 일의 세계의 관계에 관해 상반되는 두 입장은 다음과 같이 정리될 수 있다. 첫째는 대응론적 시각으로, 이는 교육의 사회적 효율성을 강조, 학교 교육이 일의 세계에서 요구하 는 바를 그대로 충족시킬 수 있어야 한다고 보는 입장이다. 두 번째는 상대적 자율성론 시각 으로, 이는 학교의 일터에 대한 상대적 자율성을 주장하며, 교육의 목적은 학생들이 기술을 갖춘 노동자로 성장하게 돕는 것이 아니라, 민주시민으로서의 자질을 형성하도록 돕는 것이 라고 보는 입장이다(장원섭, 2006).

42 職 業 能 力 開 發 硏 究 第 11 卷 第 3 號 <부표 1> 첫 직장으로의 이행 (남자) 학교등급 변수 모형 Ⅰ 모형 Ⅱ 모형 Ⅲ 모형 Ⅳ 1등급 2등급.18(.05)**.01(.03).19(.05)**.01(.03).19(.05)**.02(.03).19(.05)**.01(.03) 학점.10(.02)**.10(.02)**.11(.02)**.10(.02)** 전공 인문, 사회, 교육 예체능 -.26(.03)**.13(.06)* -.25(.02)**.14(.06)* -.25(.03)**.15(.06)* -.25(.03)**.15(.06)* 자격증 수.03(.01)*.03(.01)*.03(.01)*.03(.01)* 어학연수.21(.03)**.19(.03)**.19(.03)**.19(.03)** 복수전공.09(.04)*.08(.04)*.09(.03).09(.03) 직업훈련.09(.03)**.06(.03).06(.04).06(.03) 아르바이트.06(.03)*.02(.03).04(.03).04(.03) 지역 서울 수도권.10(.04)**.10(.03)**.09(.04)*.09(.03)**.10(.04)*.09(.03)**.10(.04)*.09(.03)** 가구소득.03(.004)**.03(.004)**.03(.004)**.03(.004)** 구직 활동 유무 졸업 전 구직기간 구직방법 구직방법 다양성 공식적 비공식적 직접접촉 한 방법 두 방법.09(.03)**.03(.002)**.22(.03)**.15(.06)*.19(.13).24(.03)**.18(.03)** -2*LogLikelihood 102523.83 101973.50 102117.70 102313.60 Wald Chi-Square 339.57** 542.49** 399.06** 403.92** N 6,858 6,837 6,838 6,850 주: 1) 괄호 안의 숫자는 표준오차임. 2) 유의수준 **: <.01, *: <.05를 의미함.

대학졸업에서 첫 직장까지 43 <부표 2> 좋은 첫 직장으로의 이행 (남자) 학교등급 변수 모형 Ⅰ 모형 Ⅱ 모형 Ⅲ 모형 Ⅳ 1등급 2등급.19(.06)**.04(.04).21(.06)**.04(.04).22(.06)**.05(.04).20(.06)**.03(.04) 학점.14(.02)**.14(.02)**.16(.02)**.15(.02)** 전공 인문, 사회, 교육 예체능 -.30(.03)** -.25(.08)** -.29(.03)** -.23(.08)** -.29(.03)** -.21(.08)** -.29(.03)** -.21(.08)** 자격증 수.04(.01)**.03(.01)*.04(.01)**.04(.01)** 어학연수.31(.04)**.28(.04)**.27(.04)**.27(.04)** 복수전공.05(.04).04(.04).05(.04).05(.04) 직업훈련.11(.04)**.07(.04).06(.04).06(.04) 아르바이트.09(.03)**.03(.03).05(.03).05(.03) 지역 서울 수도권.18(.05)**.16(.04)**.15(.05)**.15(.04)**.16(.05)**.15(.04)**.17(.05)**.15(.04)** 가구소득.04(.004)**.04(.004)**.04(.004)**.04(.005)** 구직 활동 유무 졸업 전 구직기간 구직방법 구직방법 다양성 공식적 비공식적 직접접촉 한 방법 두 방법.21(.03)**.03(.003)**.36(.03)**.18(.07)*.19(.16).40(.03)**.25(.04)** -2*LogLikelihood 78462.43 77954.29 78058.99 78214.23 Wald Chi-Square 432.03** 679.92** 551.40** 564.20** N 6,858 6,837 6,838 6,850 주: 1) 괄호 안의 숫자는 표준오차임. 2) 유의수준 **: <.01, *: <.05를 의미함.