2.1. 모형설명
개개인의 노동공급에 대한 선택은 자신이 처한 환경과 여건에 따라 결정 된다. 노동공급에 관한 가장 일반적인 신고전학파의 모델에 따르면, 개인 의 노동시장 참여여부는 유보임금(reservation wage: Wr)과 자신이 일을 할 때 받는 임금(market wage: Wm)을 비교하여, 유보임금보다 일을 할 때 받 는 임금이 클 때 노동시장 진입을 결정한다. 즉, 식 (2)가 성립한다.
≥
취업
≤
미취업 ··· 식 (2)일반적으로 일을 할 때 받는 임금(market wage)은 인적자본 수준으로 결 정된다고 가정한다.37 즉, 개인의 역량 정도에 따라 결정된다고 일반적으로
37 물론 임금의 외생성을 배제하진 않는다. 임금은 외부적으로 결정되는 것일 수 도 있고, 언급한대로 개인의 역량에 따라 내생적으로 결정될 수도 있다. 내생
농촌지역 노동시장 변화 요인 분석 99
받아들여진다. 구체적으로 개인의 역량은 교육정도, 경험 등에 의해서 결 정된다. 유보임금은 개인 또는 가정 내에서 소유하고 있는 부(wealth)와 여 가(leisure)에 대한 선호에 따라 결정된다. 이를 모두 고려하면, 노동시장의 참여 확률은 식 (3)으로 표현 가능하다.
≥
시장임금부여가선호도 ··· 식 (3)노동시장에 진입한 이후, 노동공급을 얼마만큼 제공할 것인가에 대한 노 동공급곡선은 식 (4)와 같이 표현할 수 있다. 즉, 개개인이 제공하는 근로 시간(h)은 임금(W)과 V(비노동소득), X(기타 요인들)에 의해서 결정된다.
··· 식 (4)그러나 현실적으로 우리가 노동시장으로부터 관찰할 수 있는 것은 결과 물인 고용량과 임금이다. 즉, 노동시장의 공급 측면에서의 특성은 노동자 의 임금이라는 형태로 표현된다. 이를 다시 표현하면, 식 (4)를 식 (5)로 전 환한 것과 같다고 생각할 수 있다.
···· 식 (5)또한 앞의 장에서 살펴봤듯이 임금의 격차는 같은 농촌 안에서도 군지 역·도농복합시에 따라 다르게 나타나고, 성별 등에 따라서도 다르게 나타 났다. 이 장에서는 앞 장에서 언급한 임금 차이를 기술하는 것을 넘어서서 임금에 영향을 미치는 요인들과 그 영향의 정도(magnitude)를 정량적으로 분석하고자 한다. 특히 처한 지역의 환경에 따라 임금은 각각 상이할 수 있으므로 지역의 차이를 고려한다.
성(endogeneity) 문제는 사전에 단언할 수 없고 통계를 이용하여 검정한다.
2.1.1. 다층구조
농촌지역 노동시장 변화 요인 분석 101
2.2. 자료 설명
자료는 지역별 고용조사 자료를 사용한다. 지역별로 개개인의 취업상태, 성별, 연령, 교육정도, 혼인상태, 주/부업 취업시간, 종사상 지위 등을 조사 하여 노동공급자들의 특성이 노동공급 시장 참여와 정도에 어떤 영향을 미 치는지 분석할 수 있다.
분석 시기는 2008년, 2010년, 2014년으로 정한다. 지역별 고용조사는 2006년 자료부터 사용가능하지만, 2006년, 2007년 자료는 시·도까지만 구 분이 되어 시·군·구의 자료를 확보할 수 없어 제외한다.
식 (6)에서 종속변수는 임금이다. 임금은 월평균 임금으로 측정되었으며, 표준편차가 119.9이고 최소값은 2만 원에서 최대값은 500만 원으로 나타 나 왜곡된 분포일 가능성이 많다. 따라서 분석에서는 로그함수 형태를 취 해 추정하도록 한다.
임금함수에서 가장 중요한 변수라고 할 수 있는 노동시간은 지역별고용 조사에서 주업시간, 부업시간으로 구분된다. 여기서는 총노동시간을 고려 한다. 그 이유는 월평균 임금이 주업시간, 부업시간으로 각각 조사되지 않 고, 전체 노동시간에 대한 자료로 조사되었기 때문이다. 이외의 독립변수 는 연령, 교육정도, 혼인상태이다. 가구소득은 자료 조사항목에 포함되지 않아 고려하지 못하였다.
종합하여 종속변수 및 독립변수에 대한 연도별 기술적 통계는 <표 4-7>
과 같다.
2008년
농촌지역 노동시장 변화 요인 분석 103
적으로 감소하였다. 부업시간도 마찬가지로 평균 주당 14.8시간(2008년)에서 12.7시간(2014년)으로 감소하였다. 이에 반해, 월평균 임금은 평균 181.7만 원(2008년)에서 213.7만 원(2014년)으로 상승하였다. 그러나 표준편차도 함 께 커짐으로써, 개인의 임금분포 격차가 더욱 커졌다는 것을 알 수 있다.
종사상 지위 변화를 살펴보면, 상용종사자 비율은 다소 상승했으며, 고 용주, 자영업자와 무급가족 종사자 비율은 감소하였다. 일용 및 임시 종사 자는 거의 비슷한 수준을 유지하고 있다.
2.3. 분석 결과
우선 다층모형 적용 여부를 판단하기 위해 연도별로 단계적으로 모형을 적용하였다. 첫 번째 모형은 무작위 절편 모형(Random Intercept Model)이 다. 첫 번째 모형에서 변량이 모두 설명되지 않을 경우 두 번째 단계로 무 작위 회귀계수 모형(Random Coefficient Model)을 적용한다. 두 번째 모형 을 적용했음에도 변량이 여전히 설명이 되지 않는다면, 무작위 절편-기울 기 모형(Random Intercept Slope Model)을 사용한다.
2008년 농업 부문의 모형1에서 지역별 평균 임금은 상수항으로 표현된 다. 그리고 무작위 졀편에 해당하는 분산부분은 0.087로, 해당하는 표준편 차보다 크기 때문에 지역별로 임금 격차가 있다는 것을 알 수 있다. 특히 임금 변량 중, 약 16%는 지역 층위에서 기인했다. 즉, 총임금 격차 중 지역 적 차이로 인한 부분이 16%임을 의미한다. 따라서 두 번째 단계인 무작위 회귀계수 모형을 적용한다. 무작위 회귀계수 모형을 적용하면, 임금 분산 중 지역적 층위에서 기인하는 부분은 약 11%로 감소한다. 무작위 절편-기 울기 모형을 설정할 경우, 지역 층위에서 기인하는 부분은 약 14%로 두 번째 모형보다 다소 상승한다. 모형의 적합도는 두 번째 모형이 가장 합당 한 것으로 보인다.
농업 부문의 임금은 근로시간과 매우 밀접한 연관을 맺는다. 노동시간을 10% 늘릴 경우, 임금은 7% 상승한다. 농업 부문에서 모든 조건이 동일한
농촌지역 노동시장 변화 요인 분석 105
5,000원을 더 받았고, 군지역에서 일하는 사람일수록 도농복합시 근로자와 비교하여 월평균 1만 1,000원을 적게 받는 것으로 나타났다.
서비스 부문의 경우, 농업과 제조업 부문과 달리 임금변량 중 지역적 차 이가 설명하는 변동 부분은 1.9%(모형1), 2.3%(모형2), 2.3%(모형3)이다.
즉, 농업과 제조업 부문에 비해 임금을 결정하는 데 있어 지역별 층위에서 의 영향력은 상대적으로 낮다고 말할 수 있다. 서비스 부문의 임금에 영향 을 미치는 요인으로는 노동시간, 성별, 연령, 결혼여부, 학력, 종사상 지위 등이다. 서비스 부문에 종사하고 있는 개인은 노동시간을 10% 늘리면, 월 평균 5.3%의 월급을 더 받는다. 농업, 제조업 부문에 비해 같은 시간 상승 률 대비 월평균 임금 상승률은 높다고 할 수 있다. 서비스업 부문의 경우 도 여성일 경우 임금이 상대적으로 남성보다 낮았는데 월평균 대략 1만 4,000원이 낮았다. 그리고 연령이 증가할수록 임금은 상승하였다. 구체적 으로 매년 월평균 1만 원이 상승하는 것으로 나타났다. 결혼여부도 유의미 하게 영향을 미쳤는데, 배우자가 있는 사람이 그렇지 않은 사람에 비해 월 평균 임금이 약 1만 원 높았다. 학력은 낮을수록 임금에 음(-)의 효과를 주 었다. 대학졸업자에 비해 중학교 졸업자의 임금은 월평균 1만 7,000원 정 도 낮았고, 고등학교 졸업자의 임금은 대략 월평균 1만 2,000원이 낮았다.
종사상 지위는 상용근로자일수록 월평균 1만 5,000원을 더 받는 것으로 나 타났다. 마지막으로 동일한 조건 속에서 군지역일수록 도농복합시에 비해 근로자들의 월평균 임금은 평균적으로 약 1만 원이 낮은 것으로 나타났다.
부문별로 연도별 결과 값을 비교하면, 전체적으로 노동시간 투입 대비 임금상승률은 2010년에 다소 하락하였다가 2014년에는 상승하는 모습을 띈다. 농림어업, 제조업 부문의 경우 2014년에 임금상승률은 2010년 수준 을 회복한다. 그러나 서비스업 부문은 2008년과 2010년에는 임금상승률이 5%대로 비슷했지만, 2014년에는 7.7%로 상승한다. 농림어업과 제조업과 달리 임금상승률 폭이 가장 큰 것으로 나타났다. 이외의 다른 변수들과 임 금과의 관계는 앞서 분석한 결과와 비슷했다. 다만 농업의 경우만 연령이 증가할수록 월평균 임금이 감소하는 것으로 나타났다.
농촌지역 노동시장 변화 요인 분석 107
농림어업(2010년)
Fixed effect 모형1 모형2 모형3
절편 4.3602*** 2.9032*** 2.9183***
(0.0303) (0.1074) (0.1066)
농촌지역 노동시장 변화 요인 분석 109
농림어업(2014년)
Fixed effect 모형1 모형2 모형3
절편 4.4654*** 2.5250*** 2.5407***
(0.0274) (0.1119) (0.1118)
제조업(2008년)
Fixed effect 모형1 모형2 모형3
절편 4.9695*** 3.5754*** 3.5635***
(0.0236) (0.0610) (0.0610)
농촌지역 노동시장 변화 요인 분석 111
제조업(2010년)
Fixed effect 모형1 모형2 모형3
절편 5.0096*** 3.7549*** 3.7357***
(0.0231) (0.0561) (0.0560)
제조업(2014년)
Fixed effect 모형1 모형2 모형3
절편 5.1963*** 3.7905*** 3.7908***
(0.0225) (0.0592) (0.0592)
농촌지역 노동시장 변화 요인 분석 113
서비스업(2008년)
Fixed effect 모형1 모형2 모형3
절편 4.9449*** 2.7216*** 2.7211***
(0.0087) (0.0291) (0.0291)
서비스업(2010년)
Fixed effect 모형1 모형2 모형3
절편 4.9531*** 2.9372*** 2.9358***
(0.0092) (0.0268) (0.0264)
농촌지역 노동시장 변화 요인 분석 115
서비스업(2014년)
Fixed effect 모형1 모형2 모형3
절편 4.9993*** 2.2406*** 2.2396***
(0.0139) (0.0228) (0.0230)
추정된 계수를 이용하여 각 부문별 노동공급탄력성을 구하면 <표 4-11>
과 같다. 각 부문별 임금에 대한 노동공급탄력성이 가장 큰 부문은 제조업 이다. 2008년에 3.21에서 2010년 3.48, 2014년에는 3.10으로 변화하였다.
농업과 서비스업 부문은 상대적으로 제조업에 비해서 임금에 대한 노동공 급탄력성은 낮았다. 즉, 임금변동에 따라 제조업만큼 노동공급이 급격하게 변동하지 않는다는 것을 의미한다.
특히 눈에 띄는 결과는 2008년, 2010년까지 농업 부문의 노동공급탄력 성이 가장 낮았다가 2014년에는 서비스업 부문의 노동공급탄력성이 가장 낮아졌다는 점이다. 일반적으로 농업 부문의 노동공급탄력성이 낮은 이유 는 제조업과 서비스업 부문의 근로자에 비해 농업 부문의 근로자는 타 산 업으로의 전환률이 낮아 임금변화에 상대적으로 덜 민감하기 때문이다.
2014년에 서비스업 부문의 노동공급탄력성이 유독 낮아진 이유는 전체 경기 흐름, 고용 패턴과 연관된다. 통계청 자료에 따르면, 우리나라 경제성
2014년에 서비스업 부문의 노동공급탄력성이 유독 낮아진 이유는 전체 경기 흐름, 고용 패턴과 연관된다. 통계청 자료에 따르면, 우리나라 경제성