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제31권 제3호 3 이상은/이은혜/정찬미 한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 38 진선미/강은나/장용석 사회서비스 지속성이 기혼여성의 경제활동참여 및 참여형태에 미치는 영향에 관한 종단연구: 혼합다항로지스틱 회귀모형(mixed-effects multinominal logistic regression model)의 활용 70 양소남/신창식 어린 자녀를 둔 일하는 어머니의 일가족양립 고충 104 박재규 국제결혼 여성이민자의 가족해체 원인 및 특성 분석: 경기지역 자료를 중심으로 140 나카시마 노조미/박인아/박지선/김정숙/나카지마 카즈오 국제결혼 부부간 발생하는 피학대 경험과 인구사회학적 요인의 관계 165 김신열/김순규/서효정 배우자 사별노인의 우울과 적응유연성: 사회적 지지의 매개효과 검증 197 엄태영/박은하/주은수 자아존중감, 사회적 지지가 빈곤청소년의 진로결정 수준에 미치는 영향에 관한 연구 : 진로장벽의 매개효과를 중심으로 223 양정빈/이종환 지역사회 성인중도장애인의 사회적 지지, 자기효능감 및 재활동기 간의 인과관계 모형분석 251 김여진/이지연/조선희 의료사회복지사의 문화적 역량 요인에 관한 탐색적 연구 284 도은영/홍연란 임신부의 임신 중 음주 발생 관련 요인 308 이영선/이송이/한인영 암 치료 소외계층을 위한 암 의료이용 체계 구축의 모색 : 환자 네비게이션(Patient Navigation) 프로그램 중심으로 341 Do, ThuyQuynh N./Nam, Sang Gon Knowledge, Awareness and Medical Practice of Asian Americans/Pacific Islanders on Chronic Hepatitis B Infection: Review of Current Psychosocial Evidence

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 이 상 은* (숭실대학교) 이 은 혜 (한국직업능력개발원) 정 찬 미 (숭실대학교) 지난 10년간 우리나라는 몇 번의 경제위기를 겪으며 자산 가치의 급등을 경험하였 다. 그러나 자산을 둘러싼 관심은 일부 고자산 계층에 집중되어 자산이 없거나 적은 자 산을 가진 계층들의 자산 추세나 경향에 대한 관심은 상대적으로 적었다. 본 연구는 한 국노동패널자료 2 11차 자료를 이용하여 우리나라 전반의 자산 빈곤의 추세를 살펴보 고, 1999년과 2008년 사이의 자산빈곤율의 변화를 Datt & Ravallion(1992)의 분해 방법을 사용하여 성장과 분배요인으로 분해하여 보았다. 본 연구를 통해 얻은 결과는 다음과 같다. 10년간 우리나라 가구의 전반적 자산액의 규모는 점진적으로 증가하여왔 음에도 자산빈곤 역시 계속 증가하는 역설적인 상황이 전개되어 왔다. 1999년과 2008 년 간의 자산빈곤율의 변화를 요인 분해한 결과, 두 연도간의 빈곤율 격차는 성장요인 에 의해 빈곤율이 감소되었을 것임에도 분배적 요인이 빈곤율을 증가시켜 전체적인 빈 곤율의 증가를 가져온 것으로 나타났다. 이는 지난 10년 간 우리나라 자산빈곤 변화에 있어 자산의 전반적 성장에 의한 빈곤 감소효과보다 분배 악화에 의한 빈곤 증가효과가 훨씬 컸다는 것을 보여준다. 주요용어: 자산 빈곤, 소득 빈곤, 요인분해, 성장, 분배, 불평등 이 논문은 2008년도 정부재원(교육인적자원부 학술연구조성사업비)으로 한국학술진흥재단의 지원을 받 아 연구되었음(KRF-2008-327-B00398). 또한 이 논문의 일부분이 2011년 9월 3~4일 부산에서 개최 된 사회보장국제학술대회에 발표되었음. * 교신저자: 이상은, 숭실대학교(salee@ssu.ac.kr) 투고일: 2011.7.31 수정일: 2011.9.15 게재확정일: 2011.9.22 3

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review Ⅰ. 서론 우리나라는 IMF 위기 이후 지난 10여 년 간 부동산과 주식 가격 등의 급등을 경험 하였다. 이러한 자산가치의 급등은 불로 소득의 문제와 재산 증가에 따른 계층 간 형평 성의 문제를 야기하며 사회적 갈등을 일으켰다. 자산가치의 증가가 전체 사회구성원들 간에 고르게 발생된 것이 아니라 지역이나 계층 간에 불균등하게 발생됨으로써 이를 둘 러싼 사회적 불만과 갈등이 고조되어 왔기 때문이다. 지난 정권 당시 종합부동산세 도 입과 축소와 관련된 논란은 자산가치의 증가를 둘러싼 이러한 사회계층 간 갈등을 잘 보여준다. 그러나 자산을 둘러싼 관심은 주로 특정 지역의 일부 고자산 계층의 자산급증에만 집중되어 왔을 뿐 자산이 없거나 적은 계층들의 자산 추세나 경향에 대해서는 상대적으 로 관심이 적었다. 자산이 적은 계층들의 경우 아마도 지난 10여 년 간의 부동산 및 주식 가격 증가의 영향으로 인해 전반적으로 가구 자산이 증가되었을 수 있다 (trickle-down effects). 다른 한편으로는 자산 가치 상승에 따라 자산 획득이 어려워지 고, IMF 위기 이후 고용불안 등으로 인해 자산 구매능력이 저하되어 오히려 자산 규모 가 감소되었을 가능성도 있다. 그러나 지금까지 이러한 자산 빈곤의 추세와 그 요인에 대한 연구는 제대로 이루어지지 못했다. 그동안 우리나라의 경제적 불평등이나 빈곤과 관련된 연구들은 대개 소득에 대한 분 석을 중심으로 진행되어 왔다. 이 연구들은 주로 소득의 불평등과 빈곤 추이, 빈곤의 원인을 분석하고자 하였다. 그러나 인간의 욕구 충족을 위한 경제적 지출 능력을 소득 만 가지고 측정하는 것은 한계가 있다. 따라서 개인 또는 가구의 재정적 안정 정도를 보다 잘 설명 해 주는 자산을 소득과 함께 고려해야 한다. 소득은 일정기간 동안 새롭 게 획득된 경제적 자원의 정도를 의미하는 것으로 일시적(transitory) 성격을 가지며 변 화가 크다. 이에 비해 자산은 보다 영속적(permanent)이며 안정적인 성격을 가지고 있 다. 그러므로 개인의 경제적 지출능력은 어떤 측면에서는 자산에 의하여 보다 잘 대변 될 수도 있다. 뿐만 아니라 자산은 개인의 실제 행위에도 큰 영향을 미친다. 가령, 자산 은 개인이 소득단절이나 질병 등의 위기에 직면할 때 안전망을 제공 해 주고, 교육이나 창업 등 미래를 위한 도전의 기반을 제공한다. 이러한 관점에서 자산 분포에 대한 연구 는 경제적 불평등과 빈곤 연구에 있어서 중요하다. 4

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 그러나 자산에 대한 국내 연구는 미비한 실정이며 그나마도 대부분은 자산불평등에 대한 연구를 중심으로 진행되어 왔다. 우리나라의 자산 빈곤에 대한 연구는 최근 몇 년 사이에 처음으로 나타났다(이태진 외, 2005; 강성민 2007; 남상호, 2007; 남상호, 2009; 석상훈 2010). 그러나 이들 연구도 특정 연도에서 횡단적으로 자산빈곤을 보거 나 또는 자산빈곤의 요인을 분석하여 개별가구의 자산빈곤탈출 가능성을 분석한 연구들 로 지금까지 우리나라에서 거시적으로 자산빈곤의 전반적 추이와 그 요인을 분해한 연 구는 거의 없는 실정이다. 그러므로 본 논문에서는 우리나라에서 최초로 자산빈곤의 전 반적 추세를 살펴보고 자산빈곤의 변화 요인에 대하여 분석해 보고자 한다. Ⅱ. 기존문헌연구 우리나라에서 자산에 대한 연구들은 대부분 자산불평등에 대한 연구들을 중심으로 이루어져 왔다(권순원 외, 1992; 이정우 이성림, 2001; 김진영, 2002; 남상호, 2007; 남상호, 2008; 전승훈 임병인, 2008). 권순원 외(1992)는 1988년 전국 5,107가구를 설문조사를 분석한 결과 소득과 자산의 지니계수가 각각 0.404와 0.579로 소득에 비해 자산의 불평등이 훨씬 더 높다는 것을 발견하였다. 이정우 이성림(2001)은 대우경제연 구소의 가계경제활동 패널자료(1993~1998)를 분석한 결과 순자산의 지니계수가 1993 년 0.571로부터 1998년 0.655로 증가하였다는 것을 발견하였다. 특히 1997년 말 경제 위기를 겪으면서 빈곤층의 부채급증과 부유층의 부동산 보유증가 현상이 발생하였음을 발견하였다. 남상호(2007)는 노동패널 1999~2004년의 자료를 분석하여 총자산 중 부 동산의 점유 비중이 크고, 소득에 비해 자산의 불평등도가 매우 크게 나타난 것을 발견 하였다. 전승훈 임병인(2008)은 2006년 가계자산조사와 2000년 가구소비실태조사 자 료를 이용하여 분석한 결과 2000년 이후 가계 자산 구성에서 주택 등 부동산 자산의 비중이 크게 높아졌고, 또한 차입에 의한 자산 보유가구가 증가되면서 자산불평등도는 오히려 2000년에 비하여 2006년에 완화된 것으로 나타났다는 것을 발견하였다. 즉, 자 산의 불평등에 대한 이들 연구들은 대체로 자산불평등의 정도가 소득불평등의 정도에 비하여 높고, 자산의 구성에서 주택 등 부동산이 차지하는 비중이 높으며, 자산불평등 도가 1998년까지 심화되어오다가 2000년대에는 오히려 부분적으로 완화되었다는 것을 5

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 제시하였다. 자산빈곤에 대한 연구는 자산불평등에 대한 연구에 비하여 상대적으로 최근에 시작 되었다. 미국의 경우에도 자산빈곤에 대한 연구들은 최근에 Haveman & Wolff(2001) 와 Caner & Wolff(2004) 등에 의해 시작되고 있다. Haveman & Wolff(2001)은 자 산빈곤(asset poverty)을 한 가구의 자산유형의 자원(wealth-type resources)에 대한 접 근이 일정기간 동안의 기초욕구를 충족하기에 불충분한 경우로 정의하였다. 이러한 정 의에 기반하여 이 연구에서는 자산빈곤을 구체적으로 자산액이 소득 빈곤선 수준의 3 개월 분에 미달하는 경우로 조작적으로 정의하고, 미국에서 1983년부터 1998년까지의 자산빈곤의 전체적 추세를 추계하고 또한 하위집단별 자산빈곤의 추세를 비교 분석하였 다. 그 결과 미국에서 전반적인 자산 수준의 급속한 증가에도 불구하고 자산빈곤의 수 준은 오히려 증가해 왔다는 것을 발견하였다. Caner & Wolff(2004)도 자산빈곤선을 소득 빈곤선의 3개월치 수준으로 설정하고 1984년부터 1999년까지의 자산빈곤의 추세 를 분석하였다. 그 결과 소득 빈곤의 급속한 하락에도 불구하고 자산빈곤은 감소되지 않았다는 것을 발견하였다. 그리고 자산빈곤에 빠질 가능성이 대졸 학력자나 자녀를 부 양하는 기혼부부가구의 경우에는 낮은 반면, 고졸 이하 학력자나 독신 노인 등의 경우 자산빈곤 가능성이 높다는 것을 발견하였다. 우리나라에서도 최근 몇 년 동안 자산빈곤에 대한 분석이 시작되었다. 이태진 외 (2005)는 우리나라에서의 자산빈곤에 대한 거의 최초의 연구로서 2000년 가구소비실태 조사 자료를 활용하여 자산빈곤층의 규모를 추정하였다. 가구 자산의 중위값의 50%로 자산빈곤선을 설정한 경우, 순자산 기준으로 전체 가구의 32.4%가 자산빈곤가구인 것 으로 나타났다. 남상호(2007)은 한국노동패널 1999년과 2004년 자료를 이용하여 자산 빈곤의 정도를 분석하였다. 그 결과 1999년의 경우 27.5% 그리고 2004년도 자료의 경우 28.8%가 빈곤가구인 것으로 나타났고, 자산빈곤층에 속할 가능성은 가구주가 여 성일수록, 월세 거주일수록, 가족 구성원 중 아동 또는 노인이 있을수록 높은 것으로 나타났다. 남상호(2009)는 한국복지패널 2006년도 자료를 이용하여 빈곤계층의 자산 보유 불평등도와 자산보유결정 요인을 분석하였다. 이 연구에서 절대 빈곤층의 계층불 평등도가 가장 높은 것으로 나타났으며, 가구주 연령이 높을수록, 전문직일수록, 금융자 산 및 주택자산을 보유할수록, 도시에 거주할수록 자산이 늘어나는 것으로 나타났다. 강성민(2007)과 석상훈(2010)은 자산빈곤의 동태적 특성을 연구하였다. 강성민(2007) 6

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 은 한국노동패널 1999년에서 2005년 자료를 이용하여 자산빈곤선을 자산 중위값의 50%로 설정하여 자산빈곤에서의 탈출가능성과 자산빈곤으로의 진입가능성에 대한 생 존분석(survival analysis)을 실시하였다. 그 결과 가구주 교육 수준이 높을수록, 자산을 축적한 노인일수록, 소득이 높을수록, 정규직 가구일수록 자산빈곤 탈출 가능성이 높다 는 것을 발견하였다. 석상훈(2010)은 한국복지패널 2006년부터 2009년까지의 자료를 활용, 자산빈곤 결정요인과 자산빈곤 유입 및 탈출 가능성을 분석하였다. 그 결과, 가구 주가 여성일수록, 고연령일수록, 교육수준이 낮을수록, 미취업상태일수록, 광역시 이하 거주자일수록 빈곤할 가능성이 높은 것으로 나타났으며, 자산빈곤가구가 소득빈곤가구 에 비해 빈곤상태에 진입할 가능성은 높고, 탈출하기는 어려운 것으로 나타났다. 이와 같이 우리나라의 자산빈곤에 대한 연구들은 특정 시점에서의 자산빈곤의 규모 만을 제시하거나 개별 가구들의 자산빈곤 가능성 결정요인을 제시하는데 그치고 있다. 따라서 본 연구에서는 우리나라에서의 자산빈곤의 추세에 대한 종합적 그림을 제시하 고, 자산빈곤의 변화 요인을 요인분해 방법을 통해 추정해 보고자 한다. Ⅲ. 연구방법 1. 분석자료 우리나라에서 자산빈곤을 실증적으로 연구하기 위해 이용 가능한 자료로는 대우경제 연구소의 가계경제활동 패널자료, 가구소비실태조사, 그리고 가계자산조사자료, 한국노 동패널자료가 존재한다. 대우경제연구소의 가계경제활동 패널자료(이후 대우패널로 호칭)는 1993년부터 1998년까지 조사된 전국적 대표표집의 패널자료로서 가구의 자산에 대한 자료를 포함 하고 있다. 우리나라에서 1990년대 중반 전후의 자산분배에 대한 연구들은 대부분 이 대우패널자료를 이용하였다(이정우 외, 2001; 김진영, 2002). 그러나 이 자료는 1998 년을 마지막으로 더 이상 조사되지 않았다. 가구소비실태조사는 1991년 최초로 조사된 후 이후 5년마다 재조사를 하여 1996년 그리고 2000년에 재조사된 후 가계조사에 통합되어 더 이상 조사되지 않았다. 그 중 7

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 2000년도 가구소비실태조사에서 가구의 자산에 대한 자료를 포함하고 있다. 그러나 2000년도의 자산자료만 존재한다는 문제가 있다. 이태진(2000)은 이 자료를 이용하여 2000년도의 자산빈곤 규모를 추정하였다. 그리고 가계자산조사는 우리나라에서의 자산의 분포를 체계적으로 분석하기 위하여 통계청에서 2006년부터 자료수집을 시작한 자료로서 우리나라의 자산분포 상태를 파악 할 수 있는 가장 대표적 자료이다. 그러나 이 자료는 5년마다 조사를 실시하도록 계획 되어 있어 현재까지 2006년 자산자료만을 포함한다는 문제가 있다. 전승훈 외(2008)는 가계자산조사 2006년 자료와 가구소비실태조사 2000년도 자료를 이용하여 2000년과 2006년간에 자산불평등 정도를 비교한 바 있다. 그러나 두 조사에서 자산항목의 조사 가 정확하게 일치하지 않아 비교에 주의가 요구된다. 그리고 한국노동패널자료는 1998년부터 현재까지 조사대상 가구들을 추적 조사하는 패널자료로서 1999년부터 현재까지 가구의 자산에 대한 정보를 조사하여왔다. 우리나 라에서 1990년대 말부터 2000년 중반까지의 자산분배에 대한 연구들은 대부분 이 노 동패널자료를 이용하였다(남상호, 2007; 남상호, 2008; 강성민, 2007). 이와 같이 자료 이용가능성의 한계를 고려할 때, 우리나라의 자산빈곤의 추세를 과거 부터 분석할 수 있는 단일의 자료가 존재하지는 않는다. 현재로서는 한국노동패널자료 를 이용하여 1999년부터 2008년까지의 10년간의 자산빈곤의 추이를 분석하는 것이 거 의 유일한 방법이다. 그러므로 본 연구에서는 한국노동패널자료를 이용하여 1999년부 터 2008년까지의 10년간의 자산빈곤의 추세를 분석하고, 1999년과 2008년간의 자산빈 곤의 변화를 요인분해해 보고자 한다. 2. 자산빈곤의 측정 자산빈곤을 측정하기 위해서는 자산변수, 자산빈곤선, 그리고 자산빈곤지수를 설정하 여야 한다. 먼저 자산변수를 정의하여야 한다. 자산 변수는 몇 가지의 개념으로 설정될 수 있다. Haveman & Wolff(2001)은 자산 변수로 순자산, 순자산 - 주거자산, 유동자산의 세 가 지 변수를 설정하였다. 순자산(Net Worth)은 총자산에서 부채를 제한 것이다. 순자산 - 주거자산(Home Equity) 변수는 순자산에서 주거자산을 제외한 것으로, 소득이 없는 8

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 기간 동안 자기 주거자산을 매각하여 기본지출을 위해 사용하도록 가정하는 것은 지나 치다는 측면에서 제안되었다. 그리고 유동자산(Liquid assets) 변수는 현금이나 쉽게 현 금화 가능한 금융자산으로 설정되었다. 본 연구에서는 이 세 가지 자산변수 중 기본적 으로 순자산의 개념을 이용하되 총자산도 같이 살펴보고자 한다. 1) 순자산은 총자산에서 부채를 제한 값으로 부채가 총자산보다 더 클 경우 음의 값을 가지게 된다. 본 연구에 서는 기본적으로 순자산의 값이 (-)인 경우 이를 0으로 처리하여 분석을 진행하였다. 비교를 위하여 순자산의 값이 (-)인 경우 이를 그대로 이용하였을 때의 분석 결과도 제 시하고자 했다. 다음으로 자산빈곤선을 설정하여야 한다. 자산빈곤선을 설정하는 방식과 관련하여 기 본적으로 두 가지 방식이 제시되어 왔다. 한 가지 방식은 Haveman & Wolff(2001)에 의해 제시된 것으로서 자산빈곤을 한 가구의 자산유형의 자원(wealth-type resources) 에 대한 접근이 일정기간 동안의 기초욕구를 충족하는데 불충분한 경우로 보았다. 이들 은 연구에서 자산 빈곤선을 소득 빈곤선 수준의 3개월분으로 조작적으로 설정하였다. 이 자산 빈곤선은 한 가구가 실업이나 질병 등으로 소득상실의 위험에 처하게 되었을 때 다시 소득활동에 종사하기까지 일반적으로 3개월이 소요되므로 이 기간 동안의 기 본적 욕구 지출을 감당할 수 있는 자산이 있어야 된다는 가정에서 설정된 것이다. 다른 한 가지 방식은 중위자산의 일정비율로 자산빈곤선을 설정하는 방식이다. 한국에서의 자산빈곤 연구들은 주로 이 방식을 이용하였다(이태진 외, 2005; 남상호, 2007; 강성민 2007). 본 연구에서는 Haveman & Wolff(2001)의 자산빈곤 정의를 따라 자산빈곤을 일정기간 동안의 기초욕구를 충족하기에 불충분한 경우로 설정하고, 구체적으로 자산빈 곤선을 최저생계비의 일정기간 해당분으로 설정하고자 한다. 자산빈곤선 설정에 있어서 또 다른 이슈로 통시적 측면에서 자산빈곤선을 절대적으 로 고정시킬 것인지 아니면 상대적으로 변동시킬 것인지의 문제가 있다. 특정 시점에서 자산빈곤선을 설정하는 두 가지 방식 모두 통시적 측면에서 절대적 또는 상대적 빈곤선 으로 설정될 수 있다. 자산빈곤선을 소득 빈곤선의 3개월분으로 설정하는 경우에도 소 득빈곤선을 매년 중위소득의 일정비율로 설정한다면 상대적 자산빈곤선으로 설정될 것 1) 총자산은 비금융자산(주택 + 토지 + 건물 + 임야)과 금융자산(적립식저축액 + 목돈투자액 + 기타저축액 + 전월세 보증금)으로 구성되고, 부채는 금융기관대출, 비금융기관부채, 개인적으로 빌린 돈, 곗돈 미불입금, 그리고 전월세 임대보증금 등으로 구성된다. 9

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 이다. 자산빈곤선을 중위자산의 일정비율로 설정하는 경우에도 특정 년도에서의 중위자 산의 일정비율에 해당되는 자산액을 자산빈곤선으로 설정한다면 절대적 자산빈곤선으로 설정될 것이다. 따라서 다양한 조합이 가능하다. 본 연구에서는 자산빈곤선을 2005년 최저생계비의 3개월분에 해당되는 자산액으로 고정시켜 절대적 자산빈곤선을 사용하도 록 한다. 그리고 빈곤지수(Poverty Index)로는 빈곤율(Poverty Rate or Head Count Ratio, H)을 이용한다. 자산빈곤율은 전체 가구 중에서 자산빈곤선 이하의 자산을 가진 가구의 비율로 측정된다. 3. 자산빈곤의 요인분해 방법 두 시점 간의 자산빈곤의 변화를 성장과 불평등(재분배) 요소로 분해하기 위하여 Datt & Ravallion(1992)의 요인분해 방법을 사용하고자 한다. Datt & Ravallion(1992) 은 일정 시기 동안의 소득 빈곤의 변화를 소득수준의 성장에 따른 부분과 분배의 변화 에 따른 부분으로 분해하는 방법을 제시하였다(이하 DR분해 방법으로 호칭). 이러한 빈곤 변화의 요인분해 방법은 역시 자산빈곤의 요인분해에도 동일하게 적용될 수 있다. 이 방법에 따르면 최초 시기를 기준으로 두 시점 간의 빈곤변화는 다음과 같이 분해 될 수 있다. P(μ, D)를 평균 μ와 분배상태 D를 갖는 한 사회에서 측정된 빈곤이라고 하자. 두 시점 간의 빈곤에서의 변화는 기본적으로 다음과 같이 분해될 수 있다. 우변의 첫 번째 [ ]로 표시된 항은 성장요소(the growth component)로서 초기의 분 배 상태를 똑같이 유지한 채 평균자산의 변화에 기인하는 빈곤의 변화 부분이다. 두 번 째[ ]로 표시된 항은 분배요소(the distribution component)로서 초기의 평균자산을 똑 같이 유지한 채 분배상태의 변화에 기인하는 빈곤의 변화부분이다. DR 분해를 실행하기 위해 필요한 P(μ2, D1)과 P(μ1, D2)는 실제로 관측되는 자료 가 아니므로 이들을 추정하여야 한다. 추정하는 방법은 모수적 방법(Parametric simulation)과 비모수적 방법(Nonpaprametric simulation)이 있는데, 본 논문에서는 비 10

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 모수적 방법을 사용하여 P(μ2, D1)과 P(μ1, D2)를 추정하여 빈곤의 변화를 성장요소 와 분배 요소로 분해해 보고자 한다. 비모수적 방법에 따라 P(μ2, D1)는 P(μ1, D1)으 로 시작하면서 모든 소득에 μ2/μ1을 곱하여 추정될 수 있다. P(μ1, D2)는 P(μ2, D2) 로 시작하면서 모든 소득에 μ1/μ2을 곱함으로 추정된다. 추정된 P(μ2, D1)과 P(μ1, D2)를 이용하여 두 시점 간의 빈곤의 변화를 성장요소와 분배요소로 분해할 수 있다. Ⅳ. 분석결과 1. 자산 및 자산빈곤의 추세 가. 자산 분포의 추세 먼저 1999년(노동패널 2차년도)부터 2008년(노동패널 11차년도)까지의 자산구성 요 소별 평균값의 추세를 살펴보았다. 본 논문에서의 이후 모든 분석 결과는 2005년도 물 가 기준으로 조정된 자료에서 가중치를 적용한 후에 분석된 것이다. 2) <표 1>은 자산과 부채항목의 평균 가치들을 보여준다. 3) 자산을 구성하는 세부항목들 간에 평균 금액들을 비교해 보면, 1999년의 경우 자가 주택의 평균가격이 약 6000만원으로 가장 컸고, 주 택 외 부동산 1225만원, 전월세 보증금 1185만원, 그리고 예금 및 적금이 957만원 등 의 순으로 나타났다. 부채의 경우에는 금융기관 부채가 가장 커서 1277만원이었고, 그 다음이 전세금 및 임대보증금으로 611만원으로 나타났다. 세부 항목별 평균액의 추이를 살펴보면, 1999년과 2008년 사이에 부동산 자산 중 자가는 1999년 5961만원에서 2008년 1억 2026만원으로 2배 가량 증가하고, 전월세 보증금은 1186만원에서 1476만원으로 1.2배, 주택 외 부동산은 1225만원에서 4885만 2) 노동패널에서 가중치는 개인가중치와 가구가중치가 있다. 개인가중치의 경우 횡단가중치와 종단가 중치가 분리되어 있으나 가구가중치의 경우 개인들의 종단가중치의 평균을 이용하고 있다. 본 연 구에서는 가구가중치를 이용하여 조사차수가 높아짐에 따라 발생하는 표본소실 문제에 대응하였다. 3) 노동패널에서 자산항목에 대해 실제값을 보고하고 있으나, 응답자가 잘 모르는 경우에는 범주형으 로 보고하도록 하고 있다. 그러나 범주형 응답의 경우 그 수도 작고 값을 부여함에 있어서 오차가 크기 때문에 본 연구에서는 이를 포함하지 않았다. 11

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 원으로 3.9배 증가한 것으로 나타났다. 금융자산의 경우, 은행 예적금이 957만원에서 1255만원으로 1.3배, 주식, 채권, 신탁이 162만원에서 433만원으로 2.6배 증가한 것으 로 나타났다. 부채에서는 금융기관 부채가 1277만원에서 2367만원으로 1.8배 증가하였 고, 전세, 임대보증금은 1.1배 증가한 것으로 나타났다. 다음으로 총자산과 총부채, 순자산의 변화 추이를 살펴보았다. 총자산과 총부채, 그리 고 순자산의 평균금액을 살펴보면, 1999년의 경우 총자산이 9671만원, 총부채 2210만 원, 그리고 총자산에서 총부채를 제한 순자산이 7978만원으로 나타났다. 순자산에서 (-) 의 값을 0으로 처리한 후에 순자산액은 8202만원으로 나타났다. 1999년부터 2008년까 지의 평균금액의 변화를 보면, 총자산은 1999년도 9671만원에서 2008년도 1억 9819 만원으로 약 2배 증가하였고, 총부채는 1999년도 2210만원에서 2008년 3282만원으로 1.4배 증가하였다. 총자산에서 총부채를 제한 순자산은 1999년도 7978만원에서 2008 년도 1억 6853만원으로 2.1배 증가한 것으로 나타났다. 마이너스 순자산을 0으로 처리 한 순자산은 1999년 8202만원에서 2008년 1억 7163만원으로 2.1배 가량 증가한 것으 로 나타났다. 4) 순자산의 중위값의 변화를 보면, 1999년 약 5000만원에서 2008년 약 7500만원으로 약 1.5배만큼 증가한 것으로 나타났다. 1999년부터 2008년까지의 연도 별 총자산 및 순자산의 평균액의 변화를 그림으로 그려보았다. [그림 1]에서 제시된 것 처럼 총자산과 순자산 모두 전반적으로 상승하는 경향을 보였으며, 특히 2002년부터 2007년까지 총자산과 순자산이 급속히 증가하였고, 2008년 들어 증가세가 완화된 것을 볼 수 있다. 그리고 순자산의 평균값과 중위값 간의 격차가 지난 10년간 특히 2000년 대 초반 이후 증가해 온 것을 볼 수 있다. 4) 순자산 중 음(-)의 값이 큰 경우 전체 순자산평균에 영향을 미칠 수 있다. 또 그 결과 자산빈곤 변화의 요인분해에 있어서 성장요인 분석에 영향을 미칠 수 있다. 그러므로 음(-)의 값을 갖는 순 자산을 0으로 처리한 경우에 대해 살펴볼 필요가 있다. 그러나 본 연구에서 보이는 것처럼 음(-) 의 값을 갖는 순자산을 0으로 처리한 후에 전반적인 경향에는 큰 차이가 없었다. 그러므로 본 연 구에서는 요인분해에 있어서 음(-)의 값을 갖는 순자산을 이용하였다. 12

표 1. 자산 및 부채의 항목별 평균(1999~2008): 물가조정 후 각 년도 명목가치 구분 자 산 부채 부동 산자 산 금융 자산 년도 (단위: 가구/만원) 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 N MEAN N MEAN N MEAN N MEAN N MEAN N MEAN N MEAN N MEAN N MEAN N MEAN 자가 4194 5961 3960 5875 4007 6305 4044 6483 4429 8659 4630 9290 4708 9669 4878 10405 4966 11192 5083 12026 전월세보증 금 주택 외 부동산 주택 외 부동산보증 금 4420 1186 4181 1190 4173 1141 4216 1181 4556 1229 4740 1240 4825 1302 4973 1372 5058 1374 5111 1476 3840 1225 3671 1075 3632 1797 3639 1618 3889 1309 4213 2358 4353 3322 4512 4360 4576 5047 4557 4885 4287 224 4027 343 4088 665 4201 362 4448 313 4656 302 4769 343 4862 296 4923 432 4997 314 예금, 적금 4489 957 4241 1046 4198 1149 4273 1287 4569 1332 4737 1367 4794 1467 4974 1431 5024 1465 5116 1255 주식, 채권, 신탁 4504 162 4254 186 4237 209 4294 168 4582 152 4759 142 4847 143 4997 199 5061 325 5116 433 저축성보험 4487 367 4250 294 4214 266 4286 171 4576 116 4752 80 4834 102 4988 108 5061 89 5116 158 곗돈 4505 18 4262 15 4235 26 4296 17 4583 22 4760 16 4845 20 5000 22 5068 17 5116 13 빌려준둔 4507 106 4260 86 4238 112 4297 106 4582 116 4761 106 4844 99 5000 83 5068 58 5116 29 기타자산 4506 9 4261 18 4185 27 4297 11 4576 47 4761 5 4810 71 4999 26 5063 29 5116 8 금융기관부채 4492 1277 4260 1199 4221 1163 4292 1488 4579 1686 4742 1838 4830 1864 4990 2032 5049 2309 5106 2367 비금융기관부채 4504 53 4266 51 4235 49 4296 44 4587 466 4758 38 4845 52 5001 53 5067 94 5116 41 개인적 빌린돈 4501 258 4264 204 4234 251 4296 177 4589 242 4752 210 4841 238 4997 195 5060 171 5114 154 전세/임대보증금 4501 611 4265 578 4226 577 4284 606 4589 747 4760 678 4846 824 4998 847 5068 894 5115 681 계-부채 4505 5 4266 7 4235 5 4298 7 4590 8 4760 5 4847 6 5000 6 5068 5 5116 2 기타 부채 4506 15 4266 16 4182 13 4297 13 4591 20 4761 5 4849 2 4999 7 5069 34 5116 38 총자산 3316 9671 3135 9591 3176 11174 3292 10832 3623 12281 3999 14307 4127 15635 4281 17903 4327 19456 4435 19820 총부채 4477 2210 4259 2057 4145 2018 4273 2308 4573 2733 4733 2769 4820 2990 4982 3140 5042 3513 5104 3282 순자산 3299 7978 3130 7896 3128 9277 3277 8787 3610 9872 3982 11835 4111 13082 4268 14938 4310 16364 4427 16853 마이너스자산 0으로 처리 후 순자산 3299 8202 3130 8108 3128 9534 3277 9094 3610 10451 3982 12170 4111 13452 4268 15308 4310 16702 4427 17163 순자산(중위값) 3299 4976 3130 4949 3128 5152 3277 5510 3610 5855 3982 6165 4111 7000 4268 6654 4310 6966 4427 7457 13

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 그림 1. 평균자산액의 추세 나. 자산빈곤의 추세 다음으로 우리나라의 자산 빈곤의 추세를 살펴보았다. [그림 2]는 2005년도 가구 규 모별 최저생계비의 3배로 설정된 절대빈곤선을 각 연도의 순자산에 적용해 본 결과이 다. 자산빈곤율은 1999년 9.8%에서 시작하여 2004년 13.5%까지 대체로 증가하는 양 상을 보이다 2004년 이후로 약간 감소하여 2008년 빈곤율이 11.1% 달한 것으로 나타 났다. 1999년과 2008년의 빈곤율을 비교하면 9.8%에서 11.1%로 10년 간 자산빈곤율 은 1.3%포인트 증가하였다. 한편 앞에서 살펴보았던 것처럼 동 시기 평균 순자산액은 1999년 7978만원에서 2008년 1억 6853만원으로 2.1배만큼 증가하였다. 이러한 분석 결과는 우리나라 가구의 전반적인 자산액 규모가 증가하였음에도 불구하고, 자산빈곤이 증가하는 역설적 상황이 전개되어 왔다는 것을 제시한다. 14

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 그림 2. 1999~2008년 동안의 자산빈곤율 추이 이러한 현상을 보다 자세하게 알아보기 위해 자산의 분포를 살펴보았다. [그림 3]과 [그림 4]는 1999년과 2008년의 순자산의 분포를 보여준다. 그래프의 x축은 순자산액 을, y축은 가구의 빈도를 나타내고, 실선 그래프는 1999년도의 자산 분포를, 점선 그래 프는 2008년도의 자산 분포를 보여준다. 그림 3. 1999년과 2008년의 순자산의 분포 비교: 마이너스 순자산 포함 시 15

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 그림 4. 1999년과 2008년의 순자산의 분포 비교: 마이너스 순자산을 0으로 처리한 후 두 그래프는 대체적으로 자산이 아주 적거나 자산보다 부채가 더 많은 가구들은 증 가하고, 중간 범위의 자산을 가진 가구들의 수는 유사하며, 자산이 많은 가구는 증가하 는 형태를 보여준다. 즉 두 그래프를 비교하여 보면, 중간 수준의 자산을 가진 가구들 은 1999년과 2008년에 유사한 반면, 자산이 아주 작거나 또는 자산이 매우 많은 가구 들의 빈도는 2008년도에 더 높은 것을 볼 수 있다. 이와 같은 자산의 불평등이 부채를 포함한 총자산에서도 동일하게 나타나는지 알아 보기 위해 1999년과 2008년의 총자산의 분포를 그려보았다. [그림 5]에서 제시된 것 그림 5. 1999년과 2008년의 총자산의 분포 비교 16

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 처럼, 총자산의 분포도 순자산과 유사한 형태를 보인다. 두 개 연도 비교 시 적은 자산 을 가진 가구와 많은 자산을 가진 가구는 1999년에 비해 2008년에 더 많은 반면, 중 간수준의 자산을 가진 가구 집단은 약간 감소하거나 유사한 것을 볼 수 있다. 이러한 결과는 1999년에 비해 2008년에 자산의 양극화 현상의 진행에 대한 우려를 제기한다. 2. 자산빈곤의 요인분해 가. 자산빈곤의 요인분해 결과 1999년과 2008년 사이에 자산빈곤율의 변화를 성장과 분배에 의한 부분으로 분해해 보았다. <표 2>은 두 시점 간의 자산빈곤율 변화를 요인 분해한 결과를 보여준다. 첫 번째 컬럼은 두 연도의 실제 빈곤율을 보여준다. 두 번째 컬럼은 실제 빈곤율의 격차를 보여준다. 세번째 칼럼은 1999년의 분포에 2008년의 평균자산액 수준을 가지도록 조정 한 후의 추정빈곤율과 1999년 평균자산액 수준에서 2008년의 자산분포를 가지도록 조 정한 후의 추정 빈곤율을 보여준다. 네 번째 컬럼은 성장에 따른 빈곤 변화 부분과 분 배의 변화에 따른 빈곤 변화 부분을 보여준다. 표 2. 1999과 2008년 사이의 자산빈곤율 변화의 요인 분해 구분 실제빈곤율 (%) 격차 (%p) 추정빈곤율 (%) 빈곤요인 (%p) 1999년 2008년 성장요인 분배요인 순자산 9.84 11.05 1.21 8.58 12.73-1.26 2.89-0.42 총자산 4.17 5.92 1.75 2.75 7.90-1.42 3.73-0.56 잔차 순자산의 경우를 보면, 실제 순자산 빈곤율은 1999년 9.84%에서 2008년 11.05%까 지 1.21%포인트만큼 증가하였다. 이러한 자산빈곤율 증가는 이 기간 동안의 성장요인 을 고려하면 1.26%포인트만큼 자산빈곤율이 감소하였을 것임에도 불구하고, 분배요인 의 측면이 2.89%포인트만큼 자산빈곤율을 증가시켰기 때문에, 전체적인 순자산 빈곤율 은 증가했다는 것을 보여준다. 이는 분배 불평등 증가에 따른 빈곤 증가 부분이 자산의 17

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 전반적 성장에 따른 빈곤 감소보다 훨씬 크다는 것을 보여준다. 따라서 이 기간 동안의 순자산빈곤율의 증가는 자산 분배 불평등의 증가에 따른 것임을 알 수 있다. 총자산의 경우 총자산빈곤율은 1999년 4.17%에서 2008년 5.92%로 1.75%포인트만 큼 증가하였다. 이러한 자산빈곤의 증가는 성장 요인이 총자산빈곤율을 1.42%포인트만 큼 감소시켰을 것임에도 분배 요인이 자산빈곤율을 3.73%포인트만큼 증가시켜 전체적 으로는 총자산빈곤율이 증가하게 되었다는 것을 보여준다. 즉, 이 기간 동안의 총자산 빈곤율의 증가 역시 분배 악화에 따른 빈곤증가 효과가 성장에 따른 빈곤감소 효과를 압도한 때문임을 알 수 있다. 이를 그림으로 나타내면 [그림 6]와 같다. 그림 6. 1999과 2008년 사이의 자산빈곤율 변화의 요인 분해 그런데 빈곤한 사람들의 비율은 설정한 빈곤선에 따라 달라 질 수 있다. 따라서 빈곤 선을 상향 조정한 후에 요인 분해 결과가 어떻게 달라지는지를 살펴보는 것이 필요하 다. 이를 위해 빈곤선을 최저생계비 12배로 확대시켜 빈곤율을 산출하고, 이를 성장요 인과 분배요인으로 분해 해 보았다. <표 3>은 그 분석결과를 보여준다. 순자산의 실제 빈곤율은 1999년 16.89%에서 2008년 16.15%로 0.74%포인트만큼 감소되었다. 요인분해 결과 이 기간 동안의 자산빈곤율 감소는 성장으로 인해 5.09%포 인트만큼 감소하였을 것임에도 불구하고 분배요인으로 인하여 6.29%포인트만큼 증가되 어 전체적으로는 0.74%포인트만큼 5) 자산빈곤율이 감소된 것으로 나타났다. 총자산의 빈곤율은 1999년 10.07%에서 2008년 11.89%로 1.82%포인트만큼 증가 18

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 하였다. 이는 전체 경제 성장에 의한 빈곤율 감소가 3.96%포인트만큼 있었을 것임에도 분배 요인이 8.46%포인트만큼 빈곤율을 증가시켜 전체적으로는 빈곤율이 증가되었다는 것을 보여준다. 즉 순자산과 총자산 모두에 있어서 1999년부터 2008년 사이에 자산 빈 곤은 성장요인에 의한 자산빈곤율 감소효과에도 불구하고 자산분배 불평등의 증가에 의 해 전체적으로는 자산빈곤율이 대체로 증가하였다는 것을 보여준다. 표 3. 1999년과 2008년 사이의 자산빈곤 요인 분해: 12배 빈곤선 적용 시 실제빈곤율 (%) 격차 (%p) 추정빈곤율 (%) 빈곤요인 (%p) 구분 1999년 2008년 성장요인 분배요인 잔차 순자산 16.89 16.15-0.74 11.80 23.18-5.09 6.29-1.94 총자산 10.07 11.89 1.82 6.11 18.53-3.96 8.46-2.68 나. 소득빈곤의 요인분해 결과와의 비교 자산 빈곤의 분석결과가 소득 빈곤과는 어떤 차이가 있을 것인가를 알아보기 위해 여기서는 소득빈곤율의 추세를 살펴보고 그 차이를 성장과 분배 요인으로 분해해 보고 자 한다. 소득빈곤율과 평균총소득은 경상소득을 기준으로 산출되었고 2005년도 물가 를 기준으로 조정하였다. 빈곤 기준선은 2005년도 최저생계비를 적용하였다. <표 4>는 1999년부터 2008년까지의 소득 빈곤율의 변화를 보여준다. 평균총소득은 1999년 172.4만원에서부터 2008년 276.3만원까지 지속적으로 증가한 것으로 나타난 다. 이는 1999년도 평균소득에 비해 1.6배가량 증가한 액수이다. 소득빈곤율은 1999년 31.66%에서 시작하여 2008년 14.36%로 약 50% 감소한 것으로 나타났다. 5) 빈곤율 변화의 요인분해에 있어서 전체 빈곤율 변화는 성장요인, 분배요인, 그리고 잔차의 부분으 로 분해된다. 그래서 이 세가지 부분을 합하여 전체 빈곤율은 0.74% (= -5.09+6.29-1.94) 포인트 만큼 감소된 것으로 나타난다. 19

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 표 4. 1999~2008년 동안의 소득 빈곤율의 추세 연도 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 평균소득 (만원) 빈곤율 (%) 172.4 183.2 189.7 229.7 227.5 235.2 243.1 260.4 274.1 276.3 31.66 27.55 29.5 22.65 23.52 23.63 22.22 15.92 15.04 14.36 같은 기간 자산빈곤율과 소득빈곤율의 변화는 서로 어떤 양상을 보이는지를 [그림 7] 에서 비교하여 보았다. 그림에서 보이는 것처럼, 실선으로 표시된 소득빈곤율은 상당한 비율로 감소하는 반면 점선으로 표시된 자산빈곤율은 대체로 증가하는 추세를 보이고 있다. 이는 지난 10년간 소득의 빈곤율은 감소되는 가운데 자산빈곤율은 증가되는 역설 적인 상황이 전개되어 왔음을 보여준다. 그림 7. 자산 및 소득 빈곤율 추세 비교 1999년과 2008년 간 소득빈곤율의 차이를 성장과 분배 요인으로 요인분해하여 보았 다. <표 5>는 그 요인분해 결과를 보여준다. 실제 소득빈곤율은 1999년 31.66%에서 2008년 14.36%까지 17.3%포인트만큼 감소하였다. 그 중 성장 요인에 의해 12.4%포 인트만큼 소득빈곤율이 감소하고 이에 더하여 분배요인에 의해 2.16%포인트만큼 소득 20

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 빈곤율이 감소하였을 것으로 추정되었다. 즉, 이 기간 동안 성장요인과 분배요인 모두 소득빈곤을 감소시키는 방향으로 작용하였다는 것을 알 수 있다. 그 효과의 상대적 크 기에 있어서는 성장요인에 의한 빈곤감소 효과의 크기가 분배요인에 의한 빈곤감소 효 과보다 더 컸다. 순자산과 소득에 있어서의 빈곤 변화의 요인분해 결과를 비교 해 보았다. [그림 8]에 서 제시된 것처럼, 순자산의 경우 성장요인에 의한 빈곤감소 효과에도 불구하고 분배요 인에 의한 빈곤증가 효과가 더 커서 전체적으로는 자산빈곤을 증가시키는 것으로 나타 났다. 반면, 소득의 경우에는 성장요인과 분배요인 모두 전체 빈곤율을 낮추는 방향으 로 작용한 것으로 나타났다. 즉 소득빈곤의 변화와는 반대로 자산빈곤의 경우에는 자산 분배 악화로 인해 자산빈곤이 증가되었다는 것을 알 수 있다. 표 5. 1999과 2008년 간의 소득 빈곤율 변화의 요인분해 실제빈곤율 (%) 격차 (%p) 추정빈곤율 (%) 빈곤요인 (%p) 구분 총소득 빈곤율 (%) 1999년 2008년 성장요인 분배요인 31.66 14.36-17.3 19.18 28.73-12.48-2.93-1.89 잔차 그림 8. 순자산과 소득의 빈곤율 변화 요인 분해 21

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 3. 하위집단별 자산빈곤의 추세 및 요인분해 결과 지금까지 한국 전체에 있어서 자산 빈곤의 추이를 살펴보고 자산빈곤의 변화를 성장 과 분배에 따른 요인으로 구분하여 설명하였다. 이제 하위집단별로 나누어 자산빈곤의 변화를 요인분해해 보고자 한다. 본 연구에서는 하위집단을 거주 지역, 가구주의 성별, 교육수준, 고용상 지위에 따라 구분하여 분석을 진행하였다. 가. 지역별 지역별로 평균 순자산액과 자산빈곤의 추이를 살펴보면 <표 6>과 [그림 9], [그림 10]에서 나타난 바와 같이 대도시 가구들의 평균 순자산액은 1999년 약 8천만원에서 시작하여 2002년 한 차례의 감소를 제외하고 계속 증가하여 2008년 약 1억7천만원으 로 약 2배만큼 증가하였다. 중소도시의 평균 순자산 역시 2002년을 제외하고는 꾸준히 증가하는 추세를 보여 10년 간 약 2배로 증가하였다. 그러나 농어촌의 평균 자산은 1999년 9천만원으로 대도시 및 중소도시보다 높았으나 이후 소폭의 증감을 보이다 2008년 약 1억 2천만원으로 1999년에 비해 1.3배 증가하는데 그쳤다. 그래서 대도시 와 중소도시에 비해 농어촌의 증가율은 상대적으로 낮아 지역 간 평균자산의 격차가 점 차 벌어지는 것을 볼 수 있다. 지역별 자산빈곤율의 변화를 보면, 대도시의 경우 빈곤율이 전반적으로 증가하는 경 향을 보여, 2007년과 2008년의 빈곤율이 이전 연도들에 비해 떨어졌음에도 불구하고 1999년의 9.2%와 비교하여 10년간 1.5%포인트만큼 자산빈곤율이 증가한 것으로 나타 났다. 중소도시의 경우 1999년에 10.2%로 대도시보다 약간 높은 수준에서 시작하여 2007년에는 14.3%까지 증가하였으나 2008년 11.7%로 감소하여 전체적으로는 약 1.5%포인트만큼 빈곤율이 증가하였다. 농어촌의 경우에는 1999년에 약 20%의 높은 빈곤율로 출발하여 상당히 큰 변동성을 보였으나 2008년까지 7.9%로 감소하여 전반적 으로 감소 경향을 보였다. 즉, 대도시의 자산빈곤율은 항상 전체 빈곤율보다 낮은 수준 을 유지하며 점차 증가하는 추세를 보였고, 중소도시의 빈곤율은 전체 빈곤율과 비슷한 수준에서 점차 증가하는 추세를 보였다. 그리고 농어촌의 경우에는 전반적으로 변동성 이 크지만 도시지역에 비해 자산빈곤율이 높았으며 점차 감소되어온 것으로 나타났다. 22

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 그래서 도시와 농촌간의 빈곤율 격차는 초기에 컸지만 2008년에는 거의 유사해졌다는 것을 알 수 있다. 도시와 농촌 간에 평균소득의 격차가 커졌음에도 불구하고 빈곤율의 지역 간 격차는 감소되었다는 것은 특이하다. 이는 아마도 평균자산의 경향과 자산분배 의 경향이 서로 반대로 나타났을 가능성을 시사한다. 표 6. 지역별 평균 순 자산액 및 빈곤율 추이 (단위: 만원/%) 구분 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 평 균 대도시 8323.9 8413.5 9496.9 9183.0 10905.4 12454.1 13438.6 15422.4 16650.8 17632.6 순 중소도시 7978.7 7793.8 9754.1 9091.2 10329.5 12080.5 13797.0 15638.2 17151.2 16903.0 자 산 농어촌 9099.2 6717.1 6118.1 7028.0 8068.9 9219.8 8459.4 10018.0 9081.3 11630.1 빈 곤 율 대도시 9.16 9.18 11.13 10.06 11.7 12.96 11.8 12.83 11.05 10.66 중소도시 10.24 10.58 11.66 11.25 13.73 13.92 12.3 14.04 14.29 11.73 농어촌 19.7 20.51 13.78 11.79 15.51 18.56 14.84 11.44 14.72 7.89 그림 9. 지역별 평균순자산액 추이 23

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 그림 10. 지역별 빈곤율 추이 이를 좀 더 자세히 살펴보기 위해 지역별로 1999년과 2008년 간의 자산빈곤율의 변 화를 성장요인과 분배 요인으로 분해해 보았다. <표 7>에서 제시된 바와 같이, 대도시 와 중소도시의 경우 자산빈곤율이 1.5% 포인트 증가한 반면, 농어촌의 경우에는 자산 빈곤율이 약 11.8% 감소하였다. 이러한 10년간의 지역별 자산빈곤 변화를 요인분해한 결과 대도시와 중소도시의 경우에는 성장요인에 의한 자산빈곤 감소효과가 발생했음에 도 불구하고 자산분배 불평등 증가에 따른 자산빈곤 증가 효과가 훨씬 더 커서 전체적 으로는 자산빈곤이 증가된 것으로 나타났다. 그러나 농어촌의 경우에는 성장요인과 분 배요인 모두 빈곤율을 감소시키는 방향으로 작용하여 전체적으로 자산빈곤이 감소된 것 으로 나타났다. 특히 농어촌의 경우에는 성장요인에 의한 빈곤율 감소 효과와 함께 분 배요인에 의한 자산빈곤 감소효과가 매우 크게 나타나 전체적으로 자산빈곤을 감소시킨 것으로 나타났다 6). 이러한 분석 결과는 평균자산의 도농 간 격차확대에 따른 도농 간 자산불평등 확대 문제와 함께 도시내부의 분배 악화에 의한 자산빈곤 증가의 문제를 제 기한다. 6) 농어촌에서 자산빈곤율이 개선되는 것은 도시지역과 달리 분배요인에 의한 자산빈곤 감소 효과가 있었기 때문이다. 이는 농어촌 지역의 경우 한편에서는 일반적으로 자산이 적은 젊은 층의 도시 이주로 인하여 상대적으로 자산을 소유하고 있는 계층인 노인층이 인구의 대부분을 차지하기 때문 인 것으로 보인다. 또한 농어촌의 경우 대도시에 비해 부동산 가격이 안정적이어서 자산가치 급등 에 따른 자산불평등 문제가 적었기 때문인 것으로 보인다. 24

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 표 7. 지역별 자산빈곤율 변화의 요인분해: 1999년과 2008년 구분 실제빈곤율 (%) 격차 (%p) 추정빈곤율 (%) 빈곤요인 (%p) 1999년 2008년 성장요인 분배요인 대도시 9.16 10.66 1.5 7.77 12.58-1.39 3.42-0.53 중소도시 10.24 11.73 1.49 9.3 13.23-0.94 2.99-0.56 농어촌 19.70 7.86-11.84 17.93 7.86-1.77-11.84 1.77 잔차 나. 가구주 성별 가구주 성별로 평균 순자산과 자산빈곤율의 추이를 분석하였다. <표 8>과 [그림 11] 및 [그림 12]에 제시된 바와 같이, 1999년부터 2008년 사이에 남성 가구주 가구의 평 균 순자산액은 8796만원으로 시작하여 2008년에 약 1억 9천만원으로 1999년의 2.2배 만큼 증가하였고, 여성가구주 가구의 평균 순자산액은 1999년 4752만원에서 2008년 약 1억600만원으로 2.3배 증가하였다. 그러나 두 집단 간 평균 자산의 절대적 금액의 차이는 1999년보다 더 커졌다. 자산빈곤율의 추이를 보면 10년간 여성가주구 가구의 빈곤율이 남성가구주 가구보다 높았고 그 격차는 2000년대 중반까지 증가되다가 2007년 이후 약간 완화된 것을 볼 수 있다. 1999년과 2008년의 자산빈곤율을 비교해 보면, 남성가구주 가구 빈곤율은 8.8%에서 9.9%으로 1.1%포인트 증가한 반면, 여성가구주 가구의 빈곤율은 약 16%에 서 15.4%로 0.6%포인트 감소하였다. 표 8. 가구주 성별 평균 순자산액 및 빈곤율 추이 (단위: 만원/%) 구분 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 평균 순자산 빈곤율 남 8796.6 8657.7 10320.9 9857.6 11533.7 13329.8 14938.0 17125.4 18337.9 18799.5 여 4752.0 5030.4 5055.1 4837.1 6160.8 6845.8 6974.1 7822.5 9519.6 10661.1 남 8.79 9.37 10.66 9.76 11.67 12.48 10.89 11.93 11.82 9.93 여 15.95 13.46 15.94 14.97 17.07 18.53 17.48 19.1 15.88 15.4 25

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 그림 11. 가구주 성별 평균순자산액 추이 그림 12. 가구주 성별 빈곤율 추이 <표 9>는 가구주 성별로 1999년과 2008년 간 자산빈곤율 변화를 요인분해한 결과 를 보여준다. 표에서 제시된 바와 같이 남성가구주와 여성가구주 집단 모두에서 성장요 인은 빈곤율을 감소시키고 분배요인은 빈곤율을 증가시키는 방향으로 작용하였다. 자산 규모가 더 큰 남성가구주 가구의 경우 성장요인에 의한 빈곤감소의 효과가 작았으며 분 배요인에 의한 빈곤증가가 커서 전체로는 빈곤이 증가한 것으로 나타났다. 반면, 여성 가구주 가구의 경우에는 성장요인에 의한 빈곤감소효과가 크게 나타나 분배요인에 의한 26

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 빈곤증가효과를 압도하여 전체적으로는 여성가구주 가구의 빈곤을 감소시킨 것으로 나 타났다. 즉 전반적으로 성장요인의 빈곤감소효과는 여성가구주 가구에서 훨씬 더 크게 나타났으며 또한 분배악화에 의한 빈곤증가효과는 두 집단 모두에서 나타났으나 그 크 기가 남성가구주 가구에서 훨씬 더 크게 나타났다는 것을 볼 수 있다. 표 9. 가구주 성별 자산빈곤율 변화의 요인분해: 1999년과 2008년 구 분 실제빈곤율 (%) 격차 (%p) 추정빈곤율 (%) 빈곤요인 (%p) 1999년 2008년 성장요인 분배요인 남 8.79 9.93 1.14 7.91 11.62-0.88 2.83-0.81 여 15.95 15.4-0.05 12.47 17.45-3.48 1.5 1.43 잔차 다. 가구주 교육수준별 <표 10>과 [그림 13] 및 [그림 14]는 가구주 교육수준에 따른 평균 순자산액과 빈 곤율의 추이를 보여준다. 고졸 미만, 고졸, 그리고 초대졸의 세 교육집단에서 교육수준 이 높을수록 평균 순자산액이 큰 것으로 나타났고, 세 집단 모두의 평균 자산액은 전반 적으로 증가하는 양상을 보였다. 고졸미만의 경우 평균자산액이 1999년 6622만원에서 2008년 1억1006만원으로 1.67배 증가하였고, 고졸의 경우 7524만원에서 1억 5123만 원으로 약 2배로 증가하였으며, 초대졸 이상의 경우 1억 2189만원에서 2억4697만원으 로 약 2배로 증가하였다. 그래서 평균 순자산액의 추세에 있어서 상대적으로 순자산액 이 작은 고졸미만 집단의 자산증가율이 가장 낮아서 교육수준별 자산격차가 더 커지는 것을 볼 수 있다. 자산 빈곤율의 추이를 보면, 세 집단 모두에서 빈곤율이 증가하였다. 연도별 추세에 있어서는 1999년 이후 2006년까지 빈곤율이 증가하는 경향을 보였으나 2007년 이후 약간 완화되는 양상을 보였다. 세 집단 간에는 고졸미만의 경우 자산빈곤율이 1999년 10.22%에서 2008년 13.72%로 3.5%포인트만큼 증가하였다. 고졸의 경우 9.8%에서 13.04%로 3.24%포인트만큼 증가하였다. 그리고 초대졸 이상의 경우에는 5.2%에서 27

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 7.41%로 2.21%포인트만큼 증가하였다. 표 10. 가구주 교육수준별 평균 순자산액 및 빈곤율 추이 (단위: 만원/%) 구분 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 평 균 순 자 산 액 빈 곤 율 고졸미만 6621.8 6468.6 7322.0 6734.4 7006.0 8560.9 10122.8 10580.1 11104.2 11005.6 고졸 7524.2 7704.4 8884.9 8352.4 10620.8 11707.3 12466.7 13736.0 14803.2 15122.8 초대졸이상 12189.0 11491.4 14215.8 13904.5 15625.2 17306.2 18455.5 22411.8 24190.3 24697.3 고졸미만 10.22 10.85 13.18 13.48 14.73 15.51 13.85 16.45 15.19 13.72 고졸 9.8 10.32 12.22 10.81 14.55 15.67 14.87 16.11 14.61 13.04 초대졸이상 5.2 8.29 8.02 6.37 7.79 9.16 7.64 7.82 8.72 7.41 그림 13. 가구주 교육수준별 평균순자산액 추이 28

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 그림 14. 가구주 교육수준별 빈곤율 추이 <표 11>은 1999년과 2008년 간 자산빈곤율 변화를 요인분해한 결과를 제시한다. 세 집단 모두에서 성장요인에 의한 빈곤율 감소 효과가 발생하였는데, 고졸 미만 집단 의 경우 그 효과가 가장 크고 초대졸 이상 집단의 경우 가장 작은 것으로 나타났다. 한 편, 세 집단 모두에서 분배요인에 의한 빈곤율 증가효과가 발생한 것으로 나타났다. 즉 세 집단 모두에서 자산 분배 불평등의 악화에 의한 자산빈곤 증가 효과가 있었던 것을 볼 수 있다. 전반적으로 분배요인에 의한 빈곤율 증가 효과가 성장요인에 의한 빈곤율 감소 효과를 압도하여 빈곤율이 증가된 것으로 나타났다. 즉 이러한 결과는 각 교육집 단 내에서의 자산분배 불평등의 증가가 자산빈곤 증가의 주된 원인임을 제시한다. 표 11. 가구주 교육수준별 자산빈곤율 변화의 요인분해: 1999년과 2008년 구분 실제빈곤율 (%) 격차 (%p) 추정빈곤율 (%) 빈곤요인 (%p) 1999년 2008년 성장요인 분배요인 고졸미만 11.8 13.72 1.92 10.3 15.65-1.5 3.85-0.43 고졸 10.91 13.04 2.13 9.8 15.31-1.11 4.4-1.16 잔차 초대졸 이상 5.47 7.38 1.91 5.29 8.02-0.18 2.55-0.46 29

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 라. 가구주 고용지위별 가구주의 고용지위에 따른 평균 순자산액과 자산빈곤율의 추이를 살펴보면 <표 12> 및 [그림 15], [그림 16]과 같다. 평균 순자산액의 추이를 살펴보면, 고용주 집단의 자 산액이 가장 높고 비상용임금노동자 집단의 평균 자산액이 가장 낮으며, 상용임금노동 자 집단과 미취업 및 무급가족종사자 집단의 자산액이 그 중간에 위치하는 것으로 나타 났다. 전반적으로 각 집단들에서 평균자산이 증가하는 양상을 보였는데, 그 중에서도 상대적으로 고용상 지위가 높은 집단들의 평균자산액 증가가 고용상 지위가 낮은 집단 들의 평균자산액 증가보다 더 커서 집단들 간의 격차가 증가되는 것을 볼 수 있다. 자산빈곤율의 추이를 살펴보면, 대체로 2006년까지 빈곤율이 전반적으로 증가하다가 2007년 이후 감소하였지만, 여전히 1999년에 비해서는 높은 양상을 보여주고 있다. 한 편 비상용임금노동자 집단의 경우에는 자산빈곤의 변동성이 아주 크게 나타났다. 표 12. 가구주의 고용지위별 평균 순자산액 및 빈곤율 추이 평 균 자 산 액 빈 곤 율 (단위: 만원/%) 구분 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 고용주 및 자영업 상용 임금노동자 비상용 임금노동자 미취업 및 무급가족봉 사자 고용주 및 자영업 상용임금노 동자 비상용 임금노동자 미취업 및 무급가족봉 사자 9413.4 9723.5 11520.6 10871.6 13990.3 15740.0 18529.0 21807.4 24099.7 21929.7 8472.5 8425.7 9329.7 9044.8 11022.9 12428.9 12860.8 13410.5 15294.1 17291.4 4475.9 4354.6 5704.8 5772.3 5347.0 6021.2 5962.1 7074.5 7702.9 8053.0 8589.1 7956.1 9735.9 9116.2 9392.8 11364.8 12745.4 16550.5 16586.7 16873.2 10.88 11.18 14.11 10.8 13.67 11.23 11.39 13.08 10.12 10.37 5.76 6.82 8.13 7.25 9.22 9.95 9.11 9.91 10.35 7.25 16.1 17.24 14.24 12.46 18.84 23.97 21.54 20.1 18.35 15.74 11.69 10.88 13.18 14.71 14.1 15.69 13.02 15.84 15.21 15.34 30

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 그림 15. 가구주 고용지위별 평균순자산액 추이 그림 16. 가구주 고용지위별 빈곤율 추이 <표 13>은 1999년과 2008년 간의 자산빈곤율 변화를 가구주의 고용지위별로 요인 분해 한 결과를 제시한다. 모든 하위집단에서 성장요인은 자산빈곤율을 감소시키는데 기여한 것으로 나타났다. 성장요인의 자산빈곤율 감소효과는 비상용임금근로자 가구에 서 가장 크게 나타났다. 네 집단 모두에서 분배요인은 자산빈곤율을 증가시킨 것으로 31

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 나타났다. 분배요인에 의한 자산빈곤율 증가 효과는 미취업 및 무급가족종사자 가구의 경우 가장 컸으며, 고용주 및 자영업 집단의 경우 가장 낮게 나타났다. 즉, 네 집단 모 두에서 성장요인은 빈곤율을 낮추는 방향으로 그리고 분배요인은 빈곤율을 증가시키는 방향으로 작용하였다. 그런데 고용주 및 비상용근로자의 경우에는 성장요인의 빈곤감소 효과가 분배요인의 빈곤 증가효과보다 더 커서 전체적으로는 빈곤이 감소된 것으로 나 타났다. 상용근로자와 미취업 및 무급가족종사자의 경우에는 성장요인보다 분배요인에 의한 빈곤 증가 효과가 더 커 전체적으로는 빈곤이 증가되는 것으로 나타났다. 표 13. 가구주의 고용지위별 자산빈곤율 변화의 요인분해: 1999년과 2008년 실제빈곤율 (%) 격차 (%p) 추정빈곤율 (%) 빈곤요인 (%p) 구분 고용주 및 자영업 1999년 2008년 성장요인 분배요인 잔차 10.88 10.37-0.51 9.58 11.58-1.3 0.7 0.09 상용임금노동자 5.76 7.25 1.49 4.71 8.96-1.05 3.2-0.66 비상용 임금노동자 (임시직, 일용직) 미취업 및 무급가족봉사자 16.1 15.74-0.36 14.07 18.78-2.03 2.68-1.01 11.77 15.34 3.57 10.94 16.92-0.83 5.15-0.75 이상에서의 하위집단별 분석 결과를 종합해 보면, 전반적으로 성장요인에 의한 자산 빈곤감소 효과가 발생된 반면 분배요인에 의한 자산빈곤 증가 효과가 발생되었다. 성장 요인에 의한 자산빈곤 감소효과에 있어서, 고자산 집단들의 경우 평균자산액의 증가가 컸음에도 불구하고 성장요인에 의한 빈곤감소 효과는 상대적으로 작았다. 반면 저자산 집단들의 경우 평균자산액의 증가는 고자산 집단에 비해 상대적으로 작았지만 성장요인 에 의한 빈곤감소 효과는 상대적으로 더 크게 나타났다. 즉 전반적으로 평균자산액의 증가가 고자산 집단에 상대적으로 더 집중됨으로써 하위집단들 간의 자산격차가 증가되 고 저자산 집단들에서의 자산빈곤 감소효과가 제한되어, 성장요인에 의한 자산빈곤의 감소효과가 제한되었다는 것을 볼 수 있다. 32

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 분배요인의 측면에서는 전반적으로 고자산 집단뿐만 아니라 저자산 집단 내에서도 가구 간의 자산 불평등이 악화되어 빈곤을 증가시키는 효과가 발생한 것으로 나타났다. 지역별로 농어촌의 경우를 제외하고는 모든 하위 집단들에 있어서 분배요인에 의한 자 산빈곤 증가 효과가 있었던 것으로 나타났다. 이러한 결과는 집단 내 자산격차 증가에 따른 자산빈곤 증가 현상이 거의 모든 하위집단들 내에서 광범위하게 발생하였음을 보 여준다. 즉, 평균자산의 증가는 주로 자산빈곤 감소효과가 적은 고자산 집단에서 더 집중적으 로 발생되어 성장요인에 의한 자산빈곤 감소 효과가 제한된 한편, 저자산 집단을 포함 하여 각 하위 집단 내에서의 자산분배 불평등이 확대되어 분배요인에 의한 자산빈곤 증 가 효과가 발생하였다. 그 결과 전반적으로 대부분의 하위집단들에서 자산빈곤이 증가 가 발생되었다는 것을 볼 수 있다. Ⅴ. 결론 본 연구는 한국노동패널 2차년도(1999년)부터 11차년도(2008년) 자료를 이용하여, 자산빈곤의 추세를 살펴보고, 자산빈곤 변화에 대한 요인 분해를 실시하였다. 그 결과 다음과 같은 분석 결과를 얻을 수 있었다. 1999년부터 2008년 사이의 우리나라 평균자산액은 큰 폭으로 증가하였지만 동시에 자산빈곤율도 꾸준히 증가한 것으로 나타났다. 1999년과 2008년간의 자산빈곤 차이를 요인분해 해 본 결과, 성장요인에 의한 빈곤감소 효과에도 불구하고 분배요인에 의한 빈곤증가 현상이 더 커서 전체적으로는 자산빈곤을 증가시킨 것으로 나타났다. 동 시기 에 소득빈곤의 경우 성장요인과 분배요인 모두 빈곤율을 낮추는 방향으로 작용하여 전 체적으로 소득빈곤이 감소된 것을 볼 수 있었다. 이러한 결과는 소득의 경우와 달리 자 산의 경우에는 자산분배의 악화로 인하여 자산빈곤의 증가가 발생하였다는 것을 제시 한다. 하위집단별로 자산빈곤을 보다 세분화 하여 살펴본 결과, 평균자산의 증가가 상대적 으로 성장에 따른 자산빈곤감소 효과가 적은 고자산 집단에서 더 급속하게 발생하여 전 체적으로 성장요인에 의한 자산빈곤 감소효과가 제한적이었다는 것을 볼 수 있었다. 그 33

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review 리고 분배요인에 의한 자산빈곤 증가 효과가 저자산 집단을 포함하여 거의 대부분의 하 위집단에서 발생하여 자산분배 악화에 따른 자산빈곤 증가 문제가 광범위하게 발생되고 있음을 볼 수 있었다. 본 연구의 분석결과는 현재 우리나라가 가지고 있는 자산빈곤 문제의 심각성에 대한 사회적 관심의 필요성을 제기한다. 전체적인 자산수준의 상승 속에서도 절대적 자산빈 곤의 수준이 증가되어 왔다는 것은 일반적인 자산의 증가 속에서 절대적 측면의 자산빈 곤층은 감소되지 않았다는 것을 보여준다. 전반적으로 소득 빈곤이 감소하는 상황에서 유독 자산빈곤이 증가해 왔다는 사실은 자산빈곤의 심각성을 제시한다. 특히 자산빈곤 의 증가가 성장요인에 의한 자산빈곤 감소 측면에도 불구하고 자산분배상의 이유로 인 해 발생했다는 것은 자산분배의 악화문제를 제기한다. 실제로 지난 10년간 대도시의 부동산 가격이 상승하고, 주식이 급등하면서 근로 이 외의 수단으로 자산을 증식시키는 사례가 많았다. 그래서 상대적으로 자산이 많은 계층 들의 자산증식이 급속하게 진행되었다. 그러나 이러한 현상은 자산이 낮은 계층들의 근 로 의욕을 저하시키고 이들의 과도한 자산 투기를 부추긴다. 그 결과 빈곤한 개인의 부 채가 더욱 증가하고 투자 실패 시 신용불량자로 몰락하는 등의 심각한 사회문제가 제 기되어 왔다. 더욱이 사회정책적 측면에서도 저소득층에 대한 공공부조 제도는 대부분 재산기준을 가지고 있어 저소득층들의 자산형성을 억제하는 부정적인 영향을 야기하여 왔다. 이는 자산 빈곤층들의 자산 형성을 지원하기 위한 정부의 보다 본격적인 정책적 관 심이 필요함을 제시한다. 최근 사회적 관심을 모으고 있는 저소득층들에 대한 IDA(Individual Development Account)와 같은 자산형성지원정책과 마이크로크레딧과 같은 저소득층들에 대한 자산 대여 정책의 확대가 필요하다. 또한 자산 분배의 불평등 이 자산빈곤의 주요 원인이었음을 고려하면, 자산불평등의 통제를 위한 전반적인 정책 적 고려가 필요하다. 자산의 증여나 상속 그리고 자산보유를 통해 발생되는 자산소득에 대한 과세 강화를 통하여 과도한 자산불평등의 증가를 억제하는 노력도 필요할 것으로 생각된다. 더 나아가 투기에 대한 보상보다 근로와 노력에 따른 보상이 더 크도록 하는 전반적 사회 정책 기제의 필요성이 제기된다. 34

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 참고문헌 강성민(2007). 노동패널을 통해 본 자산빈곤의 동태성 연구. 석사학위논문, 숭실대학교 서울. 권순원, 고일동, 김관영, 김선웅(1992). 분배불균등의 실태와 주요 정책과제. 서울: 한국 개발연구원. 김진영(2002). 대우패널 자료를 통해 본 1990년대 가계의 자산구성 변화. 재정논집, 17(1), pp.47-74. 남상호(2009). 저소득층의 자산 실태 분석. 서울: 한국보건사회연구원 보건복지부. (2008). 가계자산 분포와 불평등도의 요인별 분해: 노동패널 자료를 중심으로. 제9 차 한국노동패널 학술대회 발표 자료집. pp.527-556. (2007). 우리나라 가구의 자산분포 현황과 시사점. 2007 경제학 공동학술대회 재 정학회 분과 발표논문. 석상훈(2010). 자산빈곤과 빈곤지속. 제3회 한국복지패널 학술대회 발표 자료집. pp.245-261. 이정우, 이성림(2001). 한국 가계자산 불평등의 최근 추이. 2001 경제학 공동학술대회 발표논문. 이태진, 신영석, 김미곤, 노대명(2005). 저소득층 자산형성지원 프로그램 시행방안. 서울: 한국보건사회연구원 보건복지부. 전승훈, 임병훈(2008). 2000년 이후 가구 자산구성 및 자산불평등도의 변화 분석. 2008 경제학 공동학술대회 발표논문. Caner, A., Wolff, E.(2004). Asset Poverty in the United States, 1984-99: Evidence from the Panel Study of Income Dynamics. Review of Income and Wealth, 50(4), pp.493-518. Datt, G., Ravallion, M.(1992). Growth and Redistribution Components of Changes in Poverty Measures. Journal of Developmental Economics, 38, pp.275-295. Haveman, R., Wolff, E.(2001). Who are the Asset Poor? Levels, Trends, and Composition, 1982-1998. IRP Discussion Paper no. 1227-01. Madision, 35

보건사회연구 31(3), 2011, 03-37 Health and Social Welfare Review WI: Institute for Research on Poverty. Wolff, E.(1996). International Comparisons in Wealth Inequality. Review of Income and Wealth, 42(4), pp.433-451. 이상은은 미국 University of Wisconsin Madison에서 사회복지학 박사학위를 받았으며, 현재 숭 실대학교 사회복지학과에서 부교수로 재직 중이다. 주요관심분야는 사회복지정책이며, 복지의식과 다차원적 빈곤 등에 대해 연구하고 있다. (E-mail: salee@ssu.ac.kr) 이은혜는 숭실대학교에서 사회복지학 석사학위를 받았으며, 현재 한국직업능력개발원에서 위촉연구 원으로 재직 중이다. 주요 관심분야는 빈곤과 경제적 불평등이다. (E-mail: karis_ehyi@ssu.ac.kr) 정찬미는 숭실대학교에서 사회복지학 석사학위를 받았다. 주요 관심분야는 아동 및 가족정책이다. (E-mail: ehdrnr40@nate.com) 36

한국에서 자산빈곤의 변화추이와 요인분해 Trend and Decomposition of Asset Poverty in Korea Lee, Sangeun (Soongsil University) Yi, Eunhye (Korea Research Institute for Vocational Education and Training) Jung, Chanmi (Soongsil University) Over the past ten years, Korea has experienced a surge in asset values and has become to face the problem of asset equity. However, people s concern surrounding asset has been concentrated on those with large amounts of asset. There has been less concern on those with little or no asset and on the trend of asset poverty. Using the 2nd to 11th waves of the Korea Labor and Income Panel Data, this study explored the trend of assetpoverty in Korea from 1999 to 2008 and also tried to decompose the change of poverty into the parts due to growth and distribution, using Dart and Ravallion(1992) s method. The results showed that the asset poverty has continued to increase while the average amount of households assets has gradually increased in Korea for the last ten years. The decomposition results on the change of poverty rate between 1999 and 2008 showed that the growth factor contributed to the decrease of asset poverty while the distribution factor contributed to the increase of asset poverty. Overall the distribution factor dominated the growth factor so that the asset poverty rate has increased during the ten years. Keywords: Asset Poverty, Income Poverty, Decomposition, Growth, Distribution, Inequality 37

보건사회연구 31(3), 2011, 38-69 Health and Social Welfare Review 사회서비스 지속성이 기혼여성의 경제활동참여 및 참여형태에 미치는 영향에 관한 종단연구 : 혼합다항로지스틱 회귀모형(mixed-effects multinominal logistic regression model)의 활용 진 선 미 (연세대학교) 장 용 석 (연세대학교) 강 은 나* (연세대학교) 본 연구의 목적은 만 7세 미만 미취학아동을 양육하는 여성 1,020명을 대상으로 사 회서비스 지속성이 기혼여성의 경제활동 참여 여부와 형태에 미치는 영향을 분석하는 것이다. 분석자료는 한국복지패널조사(Korea Welfare Panel Study) 제1차년도(2006 년)부터 제4차년도(2009년)까지의 자료를 활용하였다. 사회서비스 지속성이 미취학자녀 를 둔 기혼여성의 경제활동 참여여부에 미치는 영향을 파악하기 위해 패널로짓분석 (Panel logit analysis)을 실시하였으며, 경제활동 참여 형태에 대한 영향력 분석은 혼 합 다항로지스틱 회귀모형(Mixed-effects multinominal logistic regression model)을 이용하였다. 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 독립변수인 사회서비스 지속성은 기혼여성의 경제활동 참여여부 및 형태에 유의미한 요인으로 나타났다. 경제활동 참여 형태와 관련하여 사회서비스 지속성은 비임금근로 및 임시직 비정규직 취업에 긍정적 영향을 미쳤으나, 상용직 취업에는 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 미 취학아동을 양육하는 여성의 경제활동참여 여부에 영향을 미치는 요인으로는 연령, 교 육수준, 배우자유무, 거주지역, 과거고용경험, 배우자의 월평균 소득이 유의미하게 나타 났다. 셋째, 미취학아동을 양육하는 여성의 경제활동참여 형태는 연령, 교육수준, 배우자 유무, 거주지역, 과거고용경험이 비임금근로 및 임시직 비정규직에 유의미한 영향을 미 치는 것으로 나타났다. 이러한 결과를 통하여 본 연구에서는 현재 제공되고 있는 사회 서비스의 성격과 효과성을 규명하고, 기혼 여성의 고용가능성 및 노동시장 지위향상을 위한 정책적 그리고 실천적 함의를 제시하고자 하였다. 주요용어: 사회서비스 지속성, 경제활동참여, 고용형태, 패널로짓분석, 혼합 다항로지스 틱 회귀분석 * 교신저자: 강은나, 연세대학교(keunna@hanmail.net) 투고일: 2011.6.14 수정일: 2011.8.29 게재확정일: 2011.9.5 38

사회서비스 지속성이 기혼여성의 경제활동참여 및 참여형태에 미치는 영향에 관한 종단연구 : 혼합다항로지스틱 회귀모형의 활용 Ⅰ. 서론 지난 20년간 우리나라의 경제활동참가율 증가는 여성에 의해 주도되어 왔으며, 이러 한 증가는 미혼여성보다는 기혼여성의 참가율 증가에 기인한다고 할 수 있다(황수경, 2003; 홍정림, 2009). 우리나라 기혼여성의 경제활동 참가율은 1960년대 이후 지속적 으로 증가하여 1997년 외환위기 직전에는 49.8%에 이르렀다. 그러나 외환위기를 겪으 면서 47.1%까지 일시 감소하였으나, 이후 다시 증가하여 2010년 현재 49.4%인 것으 로 나타났다(국가통계포탈, 2011). 기혼여성의 경제활동참가율 증가와 이에 대한 사회경제적 관심은 저출산 고령화로 인한 노동력 부족, 미래 성장잠재력 훼손, 그리고 재정불안 등의 문제를 극복하기 위한 해결책의 일환으로 여성인력을 적극적으로 활용해야 한다는 사회적 인식과 국가적 차원 의 요구에 기인한다. 하지만 무엇보다도 가사부담과 자녀양육으로 인해 자발적 혹은 비 자발적으로 직장을 그만둔 경력단절 기혼여성이 가지는 재취업에 대한 높은 욕구도 이 러한 현상을 반영하고 있다(오은진 외, 2008). 따라서 결혼과 출산으로 인한 여성의 경 력단절을 사전에 예방하고, 경력단절 여성의 노동시장 재진입을 촉진시키기 위한 일-가 정 양립 정책과 여성친화적 고용정책에 대한 지원이 확대되고 있는 추세이다. 그러나 여성의 노동시장 참여증가는 여성 일자리의 질적인 측면과 연동되지 않고 있 는 것이 현실이다. 여성 노동시장의 특징은 남성보다 낮은 경제활동참가율, 비정규직화, 성별 임금격차, 경력단절로 인한 M자형 노동시장 참여패턴의 유지, 고학력 여성의 높 은 노동시장 이탈 등으로 나타나고 있다(김영옥, 2007; 주무현 강민정, 2008; 전은주 유홍준, 2009). 따라서 여성노동력 공급구조는 복잡한 사회경제적 상황 속에서 일정한 패턴을 보여주고 있음을 알 수 있다. 본 연구는 아동 및 가족 관련 사회서비스의 도입과 확대가 여성의 경제활동참여와 고용의 질에 어떠한 영향을 가져왔는지에 대한 관심에서 시작된다. 먼저, 일-가정 양립 정책이나 여성친화적 고용정책 등에 의해 제공되는 사회서비스가 실제로 여성의 노동시 장통합에 기여해왔는지가 본 연구의 첫 번째 연구 질문이다. 이와 함께 여성의 경제활 동참여율은 증가하고 있으나, 기혼여성의 늘어난 일자리는 주로 임시직, 일용직, 시간제 근로, 파견근로와 같은 저숙련, 저학력, 저임금 직종의 불안정한 일자리로 점철되고 있 는 여성의 노동현실(김영옥, 2007; 최성은 우석진, 2009)에서 여성의 고용을 촉진시키 39

보건사회연구 31(3), 2011, 38-69 Health and Social Welfare Review 기 위한 사회서비스와 기혼여성 취업형태의 관련성에 관한 것이 두 번째 연구 질문이라 고 할 수 있다. 최근 들어 여성의 노동시장 진입 및 재진입을 지원하는 각종 사회서비스와 기혼여성 의 노동시장 참여와의 인과관계에 대한 연구들이 일부 수행되고 있으나 몇 가지 제한점 을 가지고 있다.(김현미, 2005; 최성은 우석진, 2009; 주보혜, 2010; Stadelmann - Steffen, 2008) 첫째, 사회서비스의 범위를 보육료 지원 혹은 보육서비스로 한정하고 있다는 점이다(김현미, 2005; 최성은 우석진, 2009). 출산휴가 혹은 육아휴직과 같은 가족화 정책이 아닌 서비스 중심의 탈가족화 정책에서 파생된 사회서비스는 비단 보육 서비스뿐만 아니라 공공 및 민간을 통한 가정봉사서비스, 아이돌보미사업, 아동사업, 문 화여가사업 등 다양함에도 불구하고 기존 연구에서는 사회서비스의 범위를 보육서비스 로 한정하여 협소하게 다루고 있다. 둘째, 대부분의 문헌들은 주로 서비스 이용 여부를 중심으로 연구를 수행하고 있다는 점이다(Boca, Pasqua, & Proznato, 2009). 사회서 비스의 효과를 검증하기 위해서는 서비스 이용 여부도 중요한 지표가 될 수 있으나, 보 다 정확한 분석을 위해서는 서비스의 이용기간이나 지속기간과 같은 시간적 지속성에 대한 검증이 포함되어야 한다. 마지막으로 기존연구들은 대부분 횡단연구를 중심으로 진행되고 있다는 것이다(최성은 우석진, 2009). 사회서비스의 효과는 일시적이고 단기 간에 나타나는 것이 아니라 지속적이고 장기간에 걸쳐 발생한다는 점을 고려할 때 시계 열 연구를 통해 사회서비스의 효과를 보다 정확하게 분석할 필요가 있다. 그러므로 기 존의 사회서비스 이용 여부를 중심으로 한 횡단연구를 통해서는 여성 취업에 대한 사회 서비스의 실질적인 영향력을 검증하는 데는 일정부분 제한적이라고 할 수 있다. 본 연구에서는 기존 연구들에서 중점적으로 다뤄지지 않았던 사회서비스 이용에 초 점을 두어 사회서비스를 보육서비스 뿐만 아니라 아동서비스를 중심으로 한 급식, 문화 여가, 가사서비스 등을 포괄하는 개념으로 상정하고자 한다. 그리고 사회서비스의 이용 여부가 아닌 사회서비스 이용의 지속성이 기혼여성 취업 및 취업의 질에 어떠한 결과를 가져오는지를 동태적으로 분석하고자 한다. 즉, 아동 및 가족서비스가 여성의 노동참여 율과 노동공급을 제고하였는지 검증하고, 사회서비스의 지속성이 기혼여성의 특정 취업 형태를 어떠한 방식으로 결정하는지를 살펴보고자 한다. 이를 통해 현재 제공되고 있는 사회서비스의 성격과 효과성을 규명하고, 기혼 여성의 고용가능성 및 노동시장 지위향 상을 위한 정책적 그리고 실천적 함의를 제시하고자 한다. 40

사회서비스 지속성이 기혼여성의 경제활동참여 및 참여형태에 미치는 영향에 관한 종단연구 : 혼합다항로지스틱 회귀모형의 활용 Ⅱ. 이론적 배경 1. 기혼여성 경제활동참여와 사회서비스 사회서비스는 사회복지서비스, 대인사회서비스, 사회적 보호, 사회적 돌봄 등의 용어 들과 혼용되고 있으며, 아직 개념에 대한 명확한 합의가 이루어지지 않고 있다. 하지만 일반적으로 광의의 사회서비스는 공공행정, 국방, 의료 및 교육서비스, 주택, 보건, 고 용, 여가 등을 포괄하는 개념으로 사용되며, 협의로는 지역사회 취약계층을 위한 사회 적 돌봄 서비스 영역으로 이해된다(장원봉, 2010). 사회서비스의 범위는 국가와 시대에 따라 다르게 받아들여져 왔으나 다양한 사회적 욕구를 충족시킨다는 점, 상부상조와 이타주의 등과 같은 사회적 동기에 의해 제공되어 진다는 점, 사회서비스의 특성상 인간간의 상호작용 그 자체에 목적을 둔 활동이라는 점 등이 공통점으로 제시되고 있다(정경희 외, 2006). 그리고 대인서비스(personal social services)의 측면이 강한 사회서비스는 국가의 직 간접적인 개입이 따른다는 특 성을 보인다(김은정, 2008). 이러한 특성으로 인해 사회서비스와 공공서비스가 유사한 개념으로 인식되기도 하지만, 사회서비스는 사회전체가 아닌 서비스가 필요한 특정 집 단만을 대상으로 하며, 서비스의 지속성(continuity)을 강조한다는 측면이 공공서비스와 의 차별성으로 제시되고 있다(EC, 2007; 김은정, 2008 재인용). 사회서비스 전달의 기본원칙으로 전문성, 포괄성, 적절성, 통합성, 지속성, 평등성, 책 임성, 접근용이성 등이 제시되고 있으며(성규탁, 1993; 최성재 남기민, 2008), 이 중 지속성의 원칙은 서비스 대상자가 해당 서비스를 연속적이고 이용할 수 있어야 하고, 서비스 공급 역시 지속적으로 제공되어야 한다는 것을 의미한다(Gates, 1980; 김명일, 2009 재인용). 이러한 지속성의 원칙은 사회서비스의 효과성 및 효율성과 밀접한 관련 이 있다. Gilbert와 Specht(1985)는 서비스의 비연속성(discontinuity)은 원활한 서비스 전달을 가로막으며 효과적이고 효율적인 서비스 제공을 어렵게 하기 때문에 서비스 전 달체계의 실패 원인이 된다고 주장하였다(김명일, 2009 재인용). 이러한 사회서비스는 노동시장의 변화, 인구사회학적 구조 변화 등에 의한 사회적 위 협에 대처하는 방법으로서 최근 수년간 지속적인 조명을 받고 있다. 특히 여성의 노동 시잠 참여 확대로 인해 돌봄 및 가족지원과 관련한 서비스의 수요가 급증하였고 돌봄 41

보건사회연구 31(3), 2011, 38-69 Health and Social Welfare Review 및 가족지원 관련 사회서비스는 사회서비스와 관련한 정책에서 가장 중요한 쟁점 중의 하나로 부각되기도 하였다(최은영, 2007). 그러나 기혼여성의 경제활동과 사회서비스 지속성에 관한 연구는 거의 찾아보기 어 렵다. 이는 사회서비스라는 개념이 우리 사회에서 비교적 최근에 생겨난 개념으로 사회 서비스에 관한 연구가 아직 초기 단계이며, 이로 인해 사회서비스의 지속적 이용의 효 과성에 관한 연구 또한 이루어지지 않고 있는 것으로 볼 수 있다. 이로 인해 본 연구에 서는 여성의 경제활동참여에 직 간접적으로 영향을 미치는 사회서비스, 제도, 정책 등 을 포괄한 선행연구들을 살펴보고자 한다. OECD 28개 회원국을 대상으로 여성 고용과 공공 정책간의 관련성에 관한 비교연 구에서 출산휴가, 육아휴직, 아동보육서비스 등과 같은 가족 정책이 국가 간 여성고용 의 수준과 강도의 차이를 설명하는 요인으로 나타났다(Stadelmann-Steffen, 2008). 또 한 OECD 30개 회원국의 아동지원 수준과 여성 경제활동참가율을 비교한 결과, 미취 학 아동에 대한 정부지출 수준과 아동양육에 대한 공공지출 수준이 높은 국가일수록 여 성의 경제활동참가율이 높은 것으로 나타났으며, 우리나라는 아동지원서비스에 대한 공 공지출 비중이 다른 OECD 국가에 비해 현저히 낮은 것으로 분석되었다(한국노동연구 원, 2009). 유럽 7개국을 대상으로 6년간의 종단 데이터(longitudinal data)를 이용하여 여성의 경제활동참여에 미치는 사회서비스 요인을 분석한 결과, 아동보육서비스의 이용가능성, 육아휴직의 법적보장, 그리고 육아휴직 기간이 기혼여성의 경제활동참여에 긍정적인 영 향을 주는 것으로 나타났다. 반면 가족수당은 여성의 노동시장참여를 감소시키는 것으 로 분석되었다(Boca et al., 2009). 이러한 연구결과들을 통해 아동보육은 공식 비공식 적으로 기혼여성의 노동시장통합에 영향을 미친다는 것을 알 수 있다. 외국의 사례에서 주목할 점은 유럽은 주로 사회서비스를 통한 여성의 고용지원을 강 조하는 반면 미국은 시장을 통한 서비스 제공이 주로 이루어지고 있어 여성의 경제활 동참여 라는 같은 주제의 연구라도 접근방식과 설명요인에 대한 차이가 발견된다는 것 이다. 이로 인해 보육서비스 지원 방식에 있어서 미국은 주로 조세 감면을 통해 민간시 장에서 제공되는 반면 유럽의 아동보육은 공공영역에서 제공되는 경향이 있다(Richard & Schettkat, 2005). 기혼여성의 노동시장참여와 관련한 아동 및 가족정책과 관련한 국내 연구를 살펴보 42

사회서비스 지속성이 기혼여성의 경제활동참여 및 참여형태에 미치는 영향에 관한 종단연구 : 혼합다항로지스틱 회귀모형의 활용 면, 최성은과 우석진(2009)은 보육료지원이 기혼여성의 노동참여율에 미치는 효과를 분 석하였으며, 그 결과 현재의 보육료 지원구조는 기혼여성의 노동참여를 감소시키는 것 으로 나타났다. 이는 현행의 보육료 지원이 소득구간별로 구분되어 있어 여성취업으로 인하여 가구소득이 증가하는 경우에는 보육료 지원에서 배제될 수 있는 보육료 체계에 기인한다고 볼 수 있다고 하였다. 김현미(2005)는 1985년부터 1998년간의 OECD 10개국을 대상으로 여성의 경제활 동참여에 대한 공보육정책, 출산휴가, 육아휴직, 가족수당의 영향력을 분석하였다. 여성 의 경제활동참여에 가장 큰 영향을 미친 요인은 공보육서비스 지출이었으며, 출산휴가 및 육아휴직도 긍정적인 영향을 가지는 것으로 나타났다. 지금까지 여성의 경제활동참여와 관련한 아동 및 가족 관련 사회서비스에 대한 선행 연구 결과들을 종합하면, 여성의 노동시장통합에 관한 연구에서 유의미한 영향요인은 크게 보육서비스와 출산 및 육아휴직으로 구분될 수 있다. 이러한 구분은 사회적 보호 (social care)를 가족에게 남겨둘 것인가(재가족화, re-familization), 아니면 가족에서 사회로 이동시킬 것인가(탈가족화, de-familization)의 논의의 맥락으로 이어진다. 탈가 족화는 보육서비스를 포함하는 사회서비스를 통해 부모의 노동시장 참여를 활성화시키 는 것이며, 재가족화는 부모휴가, 가족수당 등을 통해 부모의 돌봄을 노동시장과 조화 시키려는 노력이라 할 수 있다(최은영, 2007; 윤성호, 2008). 본 연구에서 기혼여성의 경제활동참여에 직 간접적인 영향을 미치는 사회서비스의 범위를 탈가족화 프로그램 중심으로 국공립보육시설, 직장보육시설, 사립보육시설, 아이 돌보미, 아동상담, 예체능교실, 문화활동, 가정봉사서비스, 그리고 바우처 서비스인 산모 신생아 도우미사업 및 아동인지능력향상프로그램으로 한정하고자 한다. 그러므로 출산 휴가, 조세제도 등과 같은 재가족화 중심의 프로그램은 본 연구의 사회서비스 범위에서 제외된다. 그리고 사회서비스 지속성(continuity)은 기혼여성의 경제활동을 지원하는 아 동 및 가족 관련 서비스를 일회성 혹은 단기간으로 이용하는 것이 아니라 사회 서비스를 단절경험 없이 계속적으로 이용하는 것으로 정의하고자 한다. 43

보건사회연구 31(3), 2011, 38-69 Health and Social Welfare Review 2. 기혼여성 경제활동참여에 대한 선행연구 고찰 가. 기혼여성 경제활동참여의 영향요인 기혼여성의 경제활동참여와 관련한 선행연구에서는 다음과 같은 요인들이 유의미한 것으로 보고되고 있다. 우선, 연령이 많을수록 기혼여성의 노동시장 참여율이 높다는 연구와(김주영 우석진, 2010; 박현순 나동석, 2009; 오은진, 2009) 일정수준의 연령대 까지는 노동참여율이 증가하다가 이후 감소한다는 연구가 혼재해 있다(최성은 우석진, 2009). 정성미(2006)의 연구에서는 연령이 높을수록 재취업의 가능성이 높아졌으나, 연 령제곱 변수가 음(-)의 값을 나타내 근로자 평균 연령인 약 30세까지는 재취업 가능성 이 높아지다가 이후 감소하는 것으로 나타났다. 또한, 박수미(2003)의 연구에서는 40대 의 경우에는 연령이 증가할수록 재취업 이행률이 증가하는 것으로 분석되었다. 이를 통 해 여성의 연령은 경제활동참여에 유의미한 요인이지만, 이 둘의 관련성은 선형관계로 설명될 수 없음을 알 수 있다. 교육수준과 기혼여성의 경제활동참여와의 관계는 연령대나 교육수준 구분에 따라 영 향력이 달라지는 것으로 제시되고 있다. 고학력 여성은 20대에 경제활동 참여율이 높다 가 30대 이후 낮아지고, 저학력 여성은 30대 이후의 경제활동이 높아지는 것으로 나타 나고 있다(권태희 외, 2009). 박수미(2003)의 연구에서는 40대의 여성을 제외하고는 여성의 학력이 재취업 이행에 영향력을 갖지 못하였으며, 40대의 경우 학력이 재취업에 부정적인 효과를 가지는 것으로 나타났다. 그리고 전문대졸의 경우 고졸보다 취업할 확 률이 유의미하게 높지만, 4년제 대졸자와의 유의미한 차이는 없는 것으로 나타났다(오 은진, 2009). 그러나 우리 사회의 여성 일자리가 하향 평준화되어 있어 여성의 학력은 경제활동 참여에 있어 인적자본으로 충분한 영향력을 가지지 않는다는 연구결과도 있다 (정성미, 2006; 김주영 우석진, 2010; 박현순 나동석, 2009). 배우자와 동거하지 않는 기혼여성은 부부와 자녀 혹은 부부로만 이루어진 가정의 기 혼여성보다 재취업률이 높았으며(주무현 강민정, 2008; 은혜경, 2010 재인용), 정성미 (2006)의 연구에서도 여성가구주가 그렇지 않은 기혼여성에 비해 재취업률이 유의미하 게 높은 것으로 나타나 배우자 유무가 기혼여성의 경제활동 참여의 중요 요인임을 알 수 있다. 44

사회서비스 지속성이 기혼여성의 경제활동참여 및 참여형태에 미치는 영향에 관한 종단연구 : 혼합다항로지스틱 회귀모형의 활용 배우자의 월소득은 일반적으로 여성의 재취업 확률을 낮추는 것으로 나타나고 있다 (김지경 조유현, 2001; 김주영 우석진, 2010; 박기남, 2009; Buchmann et al., 2010). 이는 배우자의 월소득이 높은 경우 남성과 여성과의 역할 분업이 이루어져 남성 중심의 일인부양자모델을 유지하고 있는 것으로 해석할 수 있다. 반면, 배우자가 있는 기혼여 성의 취업 중단에 관한 연구에서(이진경 옥선화, 2009) 배우자의 소득은 취업중단에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 분석되었다. 이는 기혼여성의 근로소득을 배우자 소득의 보충적 수단으로 보는 경제학적 관점에서 벗어나 기혼여성의 경제적 자립에 대 한 인식이 증가한 것으로 볼 수 있다. 기혼 여성의 이전 직장경험은 경력이라는 인적자본요인으로서 재취업과정에 주요한 영향을 미치고 있다(오은진, 2009). 이전직장이 정규직인 경우보다 비정규직인 경우에 기혼여성의 취업가능성이 높다(김민경, 2003)는 연구가 제시되고 있지만, 이전직장 고 용형태가 실제 여성의 노동시장 재진입에 유의한 영향력이 없다는 연구도 보고되고 있 다. 정성미(2006)의 연구에서는 이전직장 임금이 높을수록 재취업 가능성을 감소하는 반면 이전직장의 고용형태는 기혼여성의 재취업과는 통계적으로 유의미하지 않았다. 박 수미(2003)의 연구에서도 취업경력은 여성의 노동시장 재진입에 아무런 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 그리고 Satir와 Yaishin(2008)의 연구에서는 전일제 고용 경험 이 재취업에 부정적인 것으로 분석되었다. 기혼여성의 경제활동에 영향을 미치는 요인으로 거주지역, 가구원수, 건강상태 등이 제시되고 있다. 거주지역의 경우, 대도시 거주하는 경우 경제활동 참가율이 높다는 연 구(주보혜, 2010)와 노동시장 참여와 연관성이 없다는 연구(최성은 우석진, 2009)가 상이하게 나타났다. 그리고 가구원수가 많을수록 취업할 가능성이 높으며(최성은 우석 진, 2009), 주관적으로 건강하다고 느낄수록 경제활동참여율이 증가하는 것으로(서명선, 2002; 박현순 나동석, 2009; 최성은 우석진, 2009) 보고되고 있다. 기혼여성의 경력단절은 주로 자녀출산 및 양육에 의해 발생되며(주무현 강민정, 2008; Satier & Yaish, 2008), 기혼여성의 취업연속성, 경력단절, 재취업 등의 가장 중 요한 결정요인으로 미취학자녀 여부(정성미, 2006; 박기남; 2009; 박현순 나동석, 2009; Taniguchi & Rosenfeld, 2002)가 일관성있게 제시되고 있다. 즉, 미취학 자녀 가 있는 기혼여성이 경제활동에 참여하는 것은 무자녀 기혼여성 혹은 학령기 청소년기 자녀를 둔 기혼여성에 비해 어렵다는 것이다. 그러므로 본 연구에서는 만 7세 이하의 45

보건사회연구 31(3), 2011, 38-69 Health and Social Welfare Review 자녀를 둔 기혼여성을 대상으로 연령, 학력, 배우자 유무 및 배우자의 월평균소득, 가구 소득, 주관적 건강상태, 과거직장경험 그리고 거주지역을 통제변수로 하여 사회서비스 지속성의 유의성을 분석하고자 한다. 나. 기혼여성 경제활동 참여형태의 영향요인 기혼여성의 취업유형은 주로 정규직으로의 노동시장 재진입 가능성은 낮고 임시 일 용직 등의 비정규직으로의 경제활동참여가 높은 경향성을 보이고 있는 상황에서(김민 경, 2003; 정성미, 2006) 기혼여성의 경제활동 참여형태에 영향을 미치는 개인 및 가 구요인을 살펴보면 다음과 같다. 기혼여성의 연령과 경제활동 참여형태와의 관련성에 관한 연구는 많지 않지만, 연령 이 높을수록 임금근로자로 취업할 가능성은 낮아지며, 자영업에 종사할 가능성은 증가 하는 것으로 나타났다(오은진 외, 2009). 또한 Buchmann 외(2010)의 연구에서도 연령 의 증가는 전일제 취업의 가능성을 낮추는 것으로 분석되었다. 인적자본 요인인 교육수준이 높을수록 비정규직보다는 정규직에 취업할 가능성이 높 으며(김민경, 2003; 정성미, 2006; 박현순 나동석, 2009), 저학력자(특히 고졸이하)가 근로환경과 임금수준이 낮은 비공식부문(사회보험 적용에서 제외된 5인 미만의 사업장) 에 취업할 가능성이 높은 것으로 제시되고 있다(권태희 외, 2009). 기혼 여성의 이전직장 경력과 관련해서는 노동시장에서 정규직이었던 취업자가 정규 직 혹은 비정규직이 될 가능성은 높으나, 비정규직이 정규직이 될 가능성은 낮은 것으 로 나타나고 있다. 오은진(2009)은 기혼여성이 경력단절 이후 재취업하는 경우, 정규직 과 비정규직으로의 이동에 결정적인 요인은 경력단절 당시 종사했던 고용형태인 것으로 나타났으며, 이는 이전 직장이 정규직인 경우 다시 정규직으로의 재진입이 용이하다는 것을 의미한다. 그리고 정성미(2006)의 연구에서는 이전 직장이 비정규직인 경우 다시 비정규직으로 재취업할 가능성이 통계적으로 유의미하였다. 배우자가 없는 기혼여성은 배우자의 월평균소득이 높은 기혼여성에 비해 경제활동에 더 많이 참여하고 있으며, 경제활동형태는 전일제(full-time)일 가능성이 높은 것으로 나타났다(Bauer, 2000; Buchmann et al., 2010, 재인용). 배우자의 월소득은 전일제 및 시간제 일자리 진입 모두 음(-)의 효과를 가지는 것으로 보고되고 있다(김주영 우석 46

사회서비스 지속성이 기혼여성의 경제활동참여 및 참여형태에 미치는 영향에 관한 종단연구 : 혼합다항로지스틱 회귀모형의 활용 진, 2010). 이상과 같이 기혼여성의 고용형태와 관련한 요인으로 연령, 교육수준, 이전 직장, 배우자 유무 및 배우자 소득 등이 제시되고 있다. Ⅲ. 연구방법 1. 연구대상 및 자료수집 본 연구에서는 제1차년도(2006)부터 제4차년도(2009)까지 총 4년간의 한국복지패널 조사(Korea Welfare Panel Study) 자료를 토대로 가구데이터와 가구원 데이터를 결합 (pooling)하여 만 7세 미만 미취학아동을 양육하는 여성 1,020명을 분석대상으로 하였 다. 한국복지패널조사는 외환위기 이후 차상위층을 포함한 빈곤층의 가구형태, 소득수 준, 취업상태의 규모와 변화를 파악하기 위한 종단적인 조사로서(보건복지가족부 한국 보건사회연구원, 2009), 미취학아동을 양육하는 가구 및 가구원이 이용하는 돌봄 서비 스와 인구사회학적 특성 및 고용상태에 대한 상세한 정보를 포함하고 있기 때문에 본 연구목적에 적합한 자료라고 할 수 있다. 데이터 분석을 위한 연구 대상 추출과정은 다음과 같다. 우선 전년도 데이터에서 미 취학아동(만 7세 미만)을 양육하는 기혼 여성을 추출하였으며, 기혼여성들의 4차년도에 걸친 경제활동을 분석하였다. 이러한 과정을 통해서 만들어진 최종분석 데이터의 전체 관측치는 총 1,020개이다. 복지패널에서는 경제활동 참여 상태를 상용직 임금근로자, 임시직 임금근로자, 일용직 임금근로자, 자활근로 및 공공근로, 고용주, 자영업, 무급가 족종사자, 사업자 그리고 비경제활동 인구로 구분하고 있다. 본 연구에서는 조사대상자 의 경제활동 참여 상태 가운데 자활근로 및 공공근로를 제외한 상용직, 임시 일용직, 미취업자(실업자, 비경제활동인구), 비임금근로(고용주, 사업자, 무급가족봉사자)로 구분 하여 분석하였다. 이와 같은 자료 추출과정을 거쳐 미취학 아동을 양육하는 여성의 경 제활동 참여여부 및 참여형태가 사회서비스 지속성, 개인 특성, 그리고 가구 특성에 의 하여 어떠한 영향을 받고 있는지 분석가능도록 하였다. 47

보건사회연구 31(3), 2011, 38-69 Health and Social Welfare Review 2. 측정도구 가. 종속변수 본 연구의 모형1의 종속변수는 2006년에서 2009년까지 미취학아동을 양육하는 여성 의 경제활동 참여여부이며, 모형2의 종속변수는 경제활동 참여형태이다(<표 1> 참조). 모형1의 경제활동 참여여부는 경제활동참여 혹은 미참여로 구분되며, 모형2의 종속변수 인 경제활동 참여형태는 상용직, 임시 일용직, 비임금근로, 그리고 미취업상태로 구성 하였다. 나. 설명변수 미취학아동을 양육하는 여성의 대상자의 개인적 특성과 가구요인을 통제변수로 사용 하였다. 개인적인 특성은 연령, 교육수준, 거주지역, 건강상태, 배우자 유무, 과거경제활 동 참여형태이다. 연령은 대상자의 출생년도와 면접당시의 연도 간의 차를 이용하여 생 성하였다. 교육수준은 중학교졸업 이하, 고등학교졸업, 전문대학졸업, 대학교졸업이상으 로 범주화하였으며, 거주지역은 대도시와 도 농 복합군을 포함한 중소도시로 구분하였 다. 결혼상태는 배우자 유무로 범주화하였으며 배우자가 없는 경우는 사별, 별거, 이혼 을 포함하였다. 만성질환의 여부로 건강상태를 측정하였으며, 과거고용형태는 미취업, 임시 일용직, 상용직, 비임금근로로 구성하였다. 가구요인으로는 총가구원수와 배우자 월평균소득을 통제하였다. 독립변수인 사회서비스 지속성은 미취학 아동을 양육하는 여성이 사회서비스의 단절 경험없이 연속적으로 이용하는 것을 의미한다. 예를 들면, 동일한 서비스를 지속적으로 이용하는 것과 서로 다른 서비스를 연속적으로 이용하는 것도 서비스 지속성이 있는 것 으로 보았다. 경제활동참여 여성에게 제공하는 사회서비스로 볼 수 있는 아동복지서비스 항목과 바우처 서비스(4차년도만 해당)를 활용하였다. 아동복지서비스 항목에는 보육시설이용, 보육비감면, 아동상담, 장애아동특별프로그램, 방과후지도, 무료급식, 학비지원, 예체능 교실, 문화활동, 가정봉사서비스가 있으며, 바우처 서비스에서는 산모신생아 도우미 사 48

사회서비스 지속성이 기혼여성의 경제활동참여 및 참여형태에 미치는 영향에 관한 종단연구 : 혼합다항로지스틱 회귀모형의 활용 업, 아동인지능력 향상서비스가 있다. 본 연구에서는 사회서비스의 개념정의에 따라 미 취학 아동과 경제활동참여 여성에게 해당되는 직접적 서비스인 보육시설 이용, 아동상 담, 방과후지도, 무료급식, 예체능 교실, 문화활동, 가정봉사서비스로 분석하였다. 본 연구에서는 두 가지 모형을 통하여 미취학아동을 양육하는 여성의 경제활동 참여 여부와 참여형태에 미치는 영향요인을 분석하였다. 아래의 <표 1>은 분석모형에 포함 된 종속변수, 통제 및 독립변수를 간략하게 설명하고 있다. 표 1. 변수정의 및 속성 구분 변수명 변수속성(변수값) 모형1 경제활동여부 참여 = 1 미참여 = 0 종속변수 모형2 경제활동참여형태 미참여(준거집단) = 0 임시 일용직 = 1 상용직 = 2 비임금근로 = 3 연령 실제 연령(만 나이) 교육 중학교졸업 이하(준거집단) = 0 고등학교졸업 = 1 전문대졸 = 2 대학교졸업 이상 = 3 통제변수 인구사회적 요인 거주지역 배우자 만성질환(건강상태) 중소도시 = 0 대도시 = 1 무배우 = 0 유배우 = 1 없음 = 0 있음 = 1 과거고용형태 미취업(준거집단) = 0 임시 일용직 = 1 상용직 = 2 비임금근로 = 3 총 가구원수 함께 동거하는 가구원수(명) 가구요인 배우자의 월 평균 소득 배우자 월평균 소득(연속변수) 독립변수 사회서비스 지속성 사회서비스 이용연수(연속변수) 49