불평등에 미치는 효과

시간제 비율이 불평등에 미치는 효과를 추정하기 위해 무조건부 분위 회귀 분석한 결과는 <표 2-13>과 <표 2-14>, 〔그림 2-13〕과 같고 요인 분해한 결과는 <표 2-15>와 같다.

<표 2-13>의 분위별 회귀분석 결과를 살펴보면, 시간제 비율 증가가 모든 소득분위에 걸쳐 부(-)의 효과를 낳는 것으로 나타났다. 또한 그 크 기를 분위별로 비교하면 2007년과 2013년 모두 하위 분위에서 해당 분 위의 소득을 감소시키는 효과가 훨씬 크고, 그 추세 또한 단조증가하는 것으로 나타났다. 이는 하위분위에서 시간제 근로자 증가로 인한 소득감 소가 다른 분위에 비해 크다는 사실을 말해준다. 이는 분배지수별 분석결 과를 통해서도 나타나는데, 시간제 비율의 계수가 통계적으로 유의미한 정(+)의 값을 갖는다는 것은 시간제 비율이 불평등을 심화시키는 방향으 로 작용함을 의미한다.

이러한 추세는 2007년보다 2013년에 더욱 가파르게 나타나, 시간제 비율 증가가 하위분위에 미치는 부(-)의 효과가 더욱 큰 것으로 나타난다.

이는 5, 9분위에서의 소득감소보다 1분위에서 나타나는 소득감소를 더욱 크게 만들어 불평등을 더욱 악화시키는 효과가 있다. 이 또한 2007년보 다 2013년에 <표 2-14>의 추정계수가 더욱 커져 2013년에 분산이나 지 니계수를 더욱 커지게 한다는 추정결과와 일맥상통하는 결과이다.

〈표 2-13〉 분위별 RIF-regression 결과

2007 2013 2007 2013 2007 2013

1분위수 5분위수 9분위수

N 3,648 4,101 3,648 4,101 3,648 4,101

adj. R2 0.145 0.157 0.237 0.197 0.123 0.079 주: 괄호 안은 t값이며, *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의함을 뜻함.

자료: 한국노동패널조사

〈표 2-14〉 분배지수별 RIF-regression 결과

N 3,648 4,101 3,648 4,101

adj. R2 0.062 0.056 0.094 0.087

주: 괄호 안은 t값이며, *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의함을 뜻함.

자료: 한국노동패널조사

<표 2-13>의 시간제 비율의 분위수별 추정계수는 〔그림 2-13〕의 오른

이러한 무조건부 분위회귀 결과를 이용해 2007년과 2013년 사이 소

시간제 비율은 전체적인 불평등 완화에도 불구하고 시간제의 증가(특성

제하지 않고 시간제 비율의 증대가 곧 신규 취업을 의미하는 것으로 가정 하고 같은 방식으로 무조건부 분위회귀와 요인분해를 해 본 결과, 즉, <표 2-15>의 경제활동 요인에서 취업자 수를 제외하고 가구주 종사상 지위만 을 포함시킨 채 분해한 결과, <표 2-16>과 같이 시간제비율이 불평등을 악화시키는 효과가 다소 줄어들기는 하지만 큰 차이를 보이지 않고 여전 히 특성, 가격효과 모두 분배를 악화시키는 것으로 나타났다. 이는 시간 제 근로 증가가 신규 취업을 의미하기도 하지만 주로는 저소득층의 근로 기회 감소를 의미하기 때문인 것으로 보인다.