2.1. 분석 모형
분석 모형을 구축하기 위해 이 연구에서는 생태체계 이론(Ecological theory)을 이용하였다. 생태체계 이론은 아동을 둘러싼 환경은 가정, 지역사회, 국가 등의 다 양한 주체들로 구성되어 있고, 아동과의 근접성 및 영향성의 정도에 따라 다양한 주 체들이 미시체계, 중간체계, 외체계, 거시체계에서 서로 영향을 주고받아 저소득아 동가구가 발생한다는 관점이다(김미숙 외 2007; Belsky 1993).
그림 4-1 생태체계 이론
자료: 김미숙 외(2007: 67).
이론을 바탕으로 변수를 설정하고 이산시간위험 모형(discrete-time hazard model)8)을 세워 저소득으로 진입하고 벗어나는 데 관련된 요인들을 분석하였다.
8) 이산시간위험 모형은 횡단면 분석의 한계에서 벗어나 특정 사건(event)으로의 진입과 탈출, 특정 사 건 지속을 모두 고려할 수 있음. 또한 관찰기간 동안 연구대상이 되는 특정 사건이 발생하지 않을 수 있음. 즉, 분석기간 동안 저소득으로 진입하지 않고, 그대로 일반가구를 유지할 수 있는데, 이산시간
제4장 농촌지역 저소득아동가구의 저소득 원인과 영향 분석 | 63 참고로 이산시간위험 모형은 다기간로짓모형(multi-period logit model)으로 표현 할 수 있다(<부록 1> 참고). 두 번째는 Cox-proportional hazard모형을 활용하여 저소득으로 신규 진입하는 데에 영향을 미치는 요인을 분석하였다.
2.2. 자료 및 변수
연구에서 사용한 자료는 한국복지패널 1차(2005년)~12차(2016년) 조사의 가 구, 가구원, 부가 조사의 결합자료를 이용하였다.
가. 종속변수
다기간로짓모형(multi-period logit model)에서의 종속변수는 공공부조 이전의 균등화 경상소득의 중위 60%를 기준으로 비저소득아동가구와 저소득아동가구 를 구분한다. 변수 값은 비저소득아동가구=0, 저소득아동가구=1로 설정한다. 이 모형에서는 저소득가구로의 신규진입, 재진입을 모두 포함한다.
Cox-proportional hazard모형에서 종속변수는 비저소득아동가구(또는 저소득 아동가구)였다가 최초의 저소득 진입(또는 탈출)까지의 기간으로 설정한다. 2005년 부터 2016년까지 아동가구가 다음기에 저소득으로의 진입과 탈출, 지속할 확률은
<표 4-1>과 같다. 지역 구분에 상관없이 비저소득아동가구 중 다음기로 저소득아 동가구로 진입할 확률은 6.0%이고, 저소득에서 벗어날 확률은 31.6%이지만, 저 소득아동가구에 그대로 머무를 확률은 68.4%이다<표 4-1>.
표 4-1 t, t+1에서 저소득으로의 진입, 탈출, 지속(2005~2016년) 확률
구분 일반가구 저소득 전체
일반가구 94.0 6.0 (신규진입) 100.0
저소득 31.6 (저소득 탈출) 68.4 (저소득 지속) 100.0 자료: 통계청(2005~2016). 한국복지패널조사.
위험 모형은 이러한 자료의 절단(censoring)을 반영하여 분석할 수 있음.
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이를 지역적으로 구분하면, 비저소득아동가구가 다음기에 저소득으로 진입할 확률은 시지역에서 5.5%로 가장 낮았고, 군지역에서 8.6%로 가장 높다. 저소득가 구로 그대로 머무를 확률도 군 지역에서 74.4%로 가장 높다.
표 4-2 지역별 t, t+1에서 저소득으로의 진입, 탈출, 지속(2005~2016년) 확률
구분 비저소득아동가구 저소득아동가구
시지역 군지역 도농복합군 시지역 군지역 도농복합군 합계
비저소득아동가구 94.5 91.4 93.8 5.5 8.6 6.2 100
저소득아동가구 34.7 25.6 45.2 65.3 74.4 54.8 100
자료: 통계청(2005~2016). 한국복지패널조사.
나. 설명변수
이 연구에서는 기존 연구 결과 및 생태체계 이론을 토대로 설명변수를 설정하 되, 농촌지역의 저소득층 분석임을 고려하여 적절한 변수를 설정하였다.
미시체계에 해당하는 변수로 가구주의 인구사회학적 특성을 고려하였다. 가구 주의 연령, 성별, 학력, 취업상태, 고용상태, 질환여부는 일반적으로 빈곤에 주요 하게 영향을 미치는 요소이다(안종범 외 2002; 황덕순 2002; 이순아 2005; 허선 외 2014; 김안나 2007). 중간체계에 속한 변수로 가구특성을 들 수 있는데, 가구특성 의 유의미한 변수로 가구유형과 가구원 수, 가구 내 아동 수 등을 고려하였다(허선 외 2014; 김교성 2002; 구인회 2002; 이순아 2005).
이 연구에서 최종적으로 선정된 변수들은 기존연구에서 유의미하게 도출된 변 수와 한국복지패널 자료의 이용가능성을 고려하여 변수를 선정하였다. 선정된 변 수는 가구주의 연령, 가구주의 성별, 가구주의 학력과 거주 지역, 가구 소득, 가구 원 수와 가구주의 만성질환 정도를 고려하였다. 설명변수의 측정방법과 통계량은
<표 4-3>, <표 4-4>와 같다.
제4장 농촌지역 저소득아동가구의 저소득 원인과 영향 분석 | 65
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(계속)
변수 평균 표준편차 최소 최대
해당 비중(%) 전체 응답자 수
만성질환
해당사항 없음 69.8 5,905
3개월 미만 투병, 투약하고 있음 4.2 5,905
3~6개월 투병, 투약하고 있음 1.8 5,905
6개월 이상 투병, 투약하고 있음 24.2 5,905
자료: 통계청(2005~2016). 한국복지패널조사.
2.3. 분석 결과
가. 저소득가구로의 진입 결정요인 분석 결과
모형Ⅰ은 농촌지역 아동가구를 대상으로 저소득가구로의 진입에 있어서 신규 진입과 저소득가구로의 재진입(신규진입→비저소득가구로 진입→저소득가구) 의 경우를 모두 포함한 분석 결과이다. 모형 Ⅱ는 저소득가구로의 신규진입에 영 향을 미치는 요인들을 분석하였다. 저소득가구로 처음, 또는 재진입에 유의하게 영향을 미치는 요인을 살펴보면 다음과 같다.
여성이 가구주인 경우 저소득가구로 진입 또는 재진입할 확률은 남성가구주인 가구에 비해 21.3% 높았다. 가구주가 대학교를 졸업한 경우 저소득가구로 진입할 확률은 0.05% 낮아졌다. 대학교의 교육을 받은 가구주의 경우, 노동시장 진입 시 상대적으로 임금이 높고 안정적인 직장을 찾을 가능성이 높으므로, 대학교 졸업 여부 영향이 통계적으로 유의한 것으로 분석된다.
가구주가 임금근로자인 경우와 자영업·고용주일수록 저소득가구로의 진입이 각각 17.1%, 10.6% 낮았다. 가구주가 임금근로자이거나 자영업·고용주일 경우, 안정적 임금소득이 발생하기 때문에 저소득가구로의 진입을 늦추는 결과로 도출 되었을 것으로 분석된다.
가구주가 만성질환을 앓고 있는 시기가 길수록 저소득가구가 될 확률은 0.81%
높게 나타났다. 가구주의 만성질환은 의료비 발생과 함께 가구주의 노동능력을
제4장 농촌지역 저소득아동가구의 저소득 원인과 영향 분석 | 67 제한하므로 가구의 가처분 소득을 점차 낮추게 되고, 이는 저소득가구 진입에 위 험요소가 되기 때문이다. 가구 유형은 모자가구일 때, 저소득가구가 될 확률은 8.0% 높았고, 조손가정 또는 소년소녀가장 가구일 때는 저소득가구로 진입 또는 재진입할 확률은 17.6% 높았다.
아동가구 중 군지역에 거주하는 가구일수록 저소득가구로 진입할 확률은 2.5%
높았다. 농촌지역 중, 시와 도농복합군 지역에 비해 군지역의 아동가구가 저소득 위험에 더 노출됨을 의미한다.
모형Ⅱ는 저소득가구로의 신규진입까지의 기간(duration)을 고려하여 각 변수 의 영향을 분석한 결과는 다음과 같다.
여성가구주일수록 남성가구주에 비해 저소득가구로 처음 진입할 확률이 27.8% 높았다. 가구주가 대학교의 교육을 받은 경우 신규로 저소득에 진입할 확 률은 41.3% 낮았다. 이는 모형Ⅰ의 결과와 마찬가지로 대학교 교육을 받은 경우 노동시장 진입이 상대적으로 용이하고, 임금이 높고 안정적인 일자리를 찾을 확 률이 높기 때문인 것으로 분석된다.
모형Ⅰ의 결과와 달리 모형 Ⅱ에서는 만성질환을 앓고 있는 시기가 길더라도 저 소득가구로의 신규진입은 13.2% 낮았다. 저소득으로의 진입, 재진입에는 만성질 환을 앓고 있는 시기가 길어질수록 유의한 영향을 미쳤지만, 처음 저소득이 될 확 률은 오히려 낮추는 것으로 나타났다. 이는 3개월 이상의 치료를 요하는 만성질환 의 치료시기가 길어질수록 지속적인 의료비 지출로 가처분소득에 영향을 미치는 정도는 커, 점차 저소득으로 진입할 확률이 높아진다. 반면, 저소득이 처음 발생할 때에는 치료비 마련 등을 위해 일시적으로(또는 단기적으로) 노동공급을 늘려 소 득을 보다 확보하려는 동기가 작용하기 때문에 상반된 결과가 도출되었을 것으로 분석된다.
모형 Ⅱ에서 가장 영향도가 큰 변수는 모자가구이다. 모자가구일수록 저소득에 신규로 진입할 확률은 매우 높게 나타난다. 모형 Ⅰ과 달리 부자가구는 그렇지 않 은 가구에 비해 신규 저소득으로 진입하게 될 확률이 약 1.04배 높았다. 모자가구 와 마찬가지로 부자가구의 저소득진입 확률이 높았다. 조손가정 또는 소년소녀가
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가구주 성별 0.2136*** 0.000 1.2784*** 0.008 가구주 대학교 졸업여부 -0.0005** 0.097 0.5896*** 0.000
모자가구 0.0806** 0.024 5.0877*** 0.000 부자가구 0.0366 0.309 2.046*** 0.000
군 0.0252*** 0.000 1.2026*** 0.007 도농복합군 0.0865 0.476 0.8686 0.393
나. 저소득가구로의 탈출(exit) 결정요인 분석 결과
저소득가구로 진입과 탈출의 가장 간단한 이행경로는 “비저소득가구→저소득 가구→비저소득가구”이다. 재진입과 재탈출은 이러한 이행경로가 1회 이상 반복 될 때 해당한다. 앞 절에서 유의미했던 요인들이 저소득으로부터 벗어나는 데에
제4장 농촌지역 저소득아동가구의 저소득 원인과 영향 분석 | 69 도 주요한 요인이 되는지 분석하였다.
저소득가구로의 진입 분석과 마찬가지로, 저소득가구로부터의 탈출(exit) 과정 도 신규, 재탈출로 구분하여 분석하고, 사용된 모형도 다기간로짓모형(multi-period logit model)과 Cox-proportional hazard모형으로 동일하게 사용하였다. 구체적으 로 저소득가구에서 벗어나는 과정이 반복적으로 일어나는 경우까지 포함한 모형 이 모형 Ⅲ이고, 저소득가구에서 처음으로 벗어나는 데 영향을 미치는 요인들을 분석한 모형이 모형 Ⅳ이다.
모형 Ⅲ의 종속변수는 저소득아동가구=0, 비저소득아동가구=1로 설정한다.
이 모형에서는 저소득아동가구에서 비저소득아동가구로의 탈출에 영향을 미치 는 요인을 분석하는 데 목적이 있으므로 변수 값을 조정한다. 모형 Ⅳ에서 종속변 수는 저소득아동가구였다가 최초의 비저소득아동가구로의 탈출(exit)까지의 기
이 모형에서는 저소득아동가구에서 비저소득아동가구로의 탈출에 영향을 미치 는 요인을 분석하는 데 목적이 있으므로 변수 값을 조정한다. 모형 Ⅳ에서 종속변 수는 저소득아동가구였다가 최초의 비저소득아동가구로의 탈출(exit)까지의 기