III. 청년실업 원인에 대한 계량분석
3. 계량분석
본 절에서는 신규 졸업자를 중심으로 앞서 언급한 청년실업의 제 요인들이 어떠한 영향을 미치는지를 계량분석을 통하여 살펴본다. 특 히 최종학교를 마친 후 첫 직장에 취업할 때까지의 기간(이후 미취업 기간)을 종속변수로 그리고 미취업기간에 영향을 미치는 제 요인을 설 명변수로 한 생존분석(survival analysis)을 활용하여 청년층이 실업상 태를 벗어날 수 있는 확률(hazard rate)에 이들 요인들이 어떠한 영향 을 미치는 지를 살펴보기로 한다. 여기서는 <표 III-2>의 변수들과 경 제성장률 및 임금증가율을 차례로 고려하였다. 하지만 본 계량분석에 서는 <표 III-3>의 제 변수를 사용할 수가 없었는데 이는 이들 변수의 결측치가 너무 많았고 또한 변수들 간의 수치가 일정치 않기 때문이 다. 이렇게 하여 분석한 결과가 <표 III-4>에 나타나고 있다. 먼저 (모 델 1)과 (모델 2)는 연령, 성별, 학력, 졸업연도, 직업교육, 구직활동, 성 장지역 및 가구주 여부에 대한 결과이다. 보다시피 연령이 증가함에
따라 실업에서 벗어날 확률이 증가하고 여성이 상대적으로 남성보다 실업 탈출률이 크게 나타나고 있어 이는 앞에서 논의한 바를 뒷받침 해 주고 있다. 학력은 학력이 높을수록 장기간 실업상태에 머물 확률 이 높게 나타나난 통계적으로 유의하지 않게 나오고 있다. 또한 직업 교육을 받은 경험이 있을수록 실업탈출률이 높게 나타나 앞의 논의와 다소 배치되는 듯하나 본 계량분석은 타 조건을 통제한 후 순수 직업 교육의 효과를 분석한 것이다. 그리고 구직활동을 하되 가능한 한 비 공식적인 방법을 택할수록 실업에서의 탈출이 용이한 것으로 나타나고 있다. 그리고 졸업 연도별로 살펴보면 경제위기 이후의 졸업생이 이전 의 졸업생에 비해 매우 유의하게 실업탈출률이 높은 것으로 나타나 경 제여건 상 일자리가 줄어듦에 따라 자연 직장을 탐색할 겨를 없이 일 자리 제의가 오는 대로 취업하기 때문이라고 해석되어 진다. 또한 본 인이 가구원이 경우가 실업탈출률이 상대적으로 떨어지고 있는데 이는 앞서 논의한 바와 같이 가구 구성원의 소득에 의존하는 캉가루족이 양 상 된다는 것을 반영한다고 볼 수 있다. 끝으로 성장지별로는 예상을 뒤엎고 서울에 비해 도가 그리고 광역시에서 일자리를 보다 쉽게 구할 수 있는 것으로 나타나고 있으나 유의성이 떨어지고 있다. (모델 3)은 (모델 1)과 (모델 2)에 수요측면을 반영키 위해 졸업연도의 경제성장률 을 추가하여 추정한 결과 앞의 모델과는 별 차이를 보이지 않고 있다.
이 모델의 초점은 경제성장률이 청년실업에 어느 정도 완화할 수 있는 지를 보는 것인데 통계적으로 유의하게 나오고 있지 않다. (모델 4)는 노동시장의 경직성을 반영하기 위해 졸업연도의 임금 증가율이 청년실 업에 어떠한 영향을 미치는지를 살펴보았으나 이 또한 통계적으로 유 의하지는 않게 나오고 있다.
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-<표 Ⅲ-4> 계량분석 결과
모델1 모델2 모델3 모델4
연 령 0.039(0.012)*** 0.420(0.130)*** 0.428(0.133)*** 0.423(0.134)***
연령X 연령 - -.0.008(0.003)*** -0.008(0.003)*** -0.008(0.003)***
성별 남성 -0.283(0.056)*** -0.275(0.056)*** -0.276(0.056)*** -0.275(0.056)***
학력 전문대 졸업 -0.051(0.073) -0.103(0.075) -0.105(0.076) -0.102(0.076) 대졸 이상 -0.072(0.081) -0.126(0.083) -0.127(0.083) -0.124(0.086)
졸업년도 1998년
이후졸업 0.295(0.078)*** 0.354(0.080)*** 0.361(0.084)*** 0.358(0.087)***
직업훈련
경험여부 경험있다 0.201(0.063)*** 0.196(0.063)*** 0.196(0.063)*** 0.196(0.063)***
구직활동 여부
구직활동경험
(공식) 0.111(0.102) 0.107(0.102) 0.106(0.102) 0.106(0.102) 구직활동경험
(비공식) 0.225(0.058)*** 0.225(0.058)*** 0.225(0.058)*** 0.224(0.058)***
성장지
서울이외
광역시 0.052(0.073) 0.046(0.073) 0.046(0.073) 0.046(0.073) 도지역 0.051(0.067) 0.038(0.067) 0.038(0.067) 0.038(0.067) 가구원
여부 가구원 -0.243(0.088)*** -0.259(0.088)*** -0.260(0.088)*** -0.260(0.088)***
경제성장률 - - 0.001(0.006)
-임금증가율 - - - -0.001(0.006)
실제 고학력 청년실업이 사회적으로 문제시 된 시기는 경제위기 이 후인 점을 감안하여 1998년을 포함한 이후 졸업자만을 대상으로 계량 분석을 해보면 <표 III-5>와 같은 결과를 얻게 된다. (모델 1)은 연령만 을 제외하고는 <표 III-4>의 (모델1)과 매우 유사한 결과를 나타내고 있다. (모델 2)은 성별을 제외하고는 <표 III-4>의 (모델 2)와 다를 바 없음을 알 수 있다. 그러나 매우 흥미 있는 점 (모델 3)인데 <표 III-4>
의 (모델 3)와는 달리 경제성장률이 통계적으로 유의하게 (+)로 나왔다 는 점이다. 즉 경제위기 이후 졸업생의 취업난은 경제 악화가 큰 영향 을 미쳤다는 것을 나타내고 있다. 또한 (모델 4)도 또한 흥미로운 결과 를 보이고 있는데 임금 증가율이 청년실업에 악영향을 미친다는 통계
적으로 유의한 결과를 나타내고 있다. 즉 노동시장에서의 insider 특히 노동조합들에 의한 임금상승 압력은 기업들의 신규채용을 기피하게 하 는 요인으로 작용한다는 점을 시사하고 있다고 볼 수 있다. 결론적으 로 경제위기 이후의 청년실업은 개개인이 일자리를 찾기 위한 노력도 중요하지만 노조로 인한 노동시장의 경직성에 따른 일자리 감소의 영 향1 8)이 크다고 볼 수 있다.
<표 Ⅲ-5> 계량분석 결과(1998년 이후 졸업자만 대상)
모델1 모델2 모델3 모델4
연 령 0.036(0.024) 0.699(0.261)*** 0.748(0.264)*** 0.736(0.263)***
연령X 연령 - -0.014(0.006)*** -0.015(0.006)*** -0.015(0.006)***
성별 남성 -0.176(0.095)* -0.122(0.097) -0.121(0.097) -0.123(0.097) 학력 전문대 졸업 -0.115(0.143) -0.088(0.161) -0.108(0.161) -0.105(0.161) 대졸 이상 -0.061(0.169) -0.111(0.179) -0.127(0.178) -0.122(0.178)
졸업년도 1998년
이후졸업 -0.099(0.054)* -0.068(0.055) 0.184(0.082)** -0.159(0.069)**
직업훈련
경험여부 경험있다 0.267(0.107)** 0.240(0.107)** 0.244(0.107)** 0.243(0.107)**
구직활동 여부
구직활동경험
(공식) 0.083(0.157) 0.081(0.156) 0.045(0.158) 0.045(0.157) 구직활동경험
(비공식) 0.237(0.101)** 0.263(0.101)*** 0.260(0.101)*** 0.263(0.101)***
성장지
서울이외
광역시 0.087(0.113) 0.086(0.113) 0.083(0.113) 0.085(0.113) 도지역 -0.031(0.110) -0.047(0.110) -0.037(0.110) -0.035(0.110) 가구원
여부 가구원 -0.366(0.176)** -0.443(0.178)** -0.471(0.178)*** -0.466(0.178)***
경제성장률 - - 0.018(0.009)**
-임금증가율 - - - -0.022(0.010)**
18) Lazard(1998)의 채용전략모델은 생산성에 따라 기업이 인사 결정시 해고가 용 이한 경우와 고용조정이 불가능한 경우를 상정에 어느 경우가 신규 노동 인력 (졸업자)이 쉽게 취업되는 지를 이론적으로 규명하고 있다. 그의 결론은 고용조 정이 용이할수록 신규인력에 대한 고용이 확대되는 것으로 나타나고 있다.
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