빈곤에 미치는 효과

방법론의 방정식 (1-1)에 따라 추정한 결과가 <표 2-12>에 제시되어 있다. 가구의 연간노동소득으로 빈곤율을 추정할 수 있는 모든 샘플의 연 도(1998~2013년)가 추정에 포함되었다. 종속변수는 가구의 빈곤을 나 타내는 이진변수, 주된 설명변수는 시간제의 확산추세를 반영하는 가구 당 시간제 비율⁹⁾이며, 각종 통제변수들을 포함시키며 다양한 모형을 추 정하였다.

첫 번째(1)는 어떤 통제변수도 포함하지 않은 추정결과로 시간제 비율 이 높은 가구일수록 빈곤할 확률이 높은 것으로 나타났다. 이 모형은 가 구의 빈곤에 영향을 미칠 수 있는 많은 요인들을 통제하지 않았으므로 그 결과를 신뢰하기는 어려우나 시간제와 가구구성에서 보는 바와 같이 시 간제 근로자가 하위소득 분위에 위치하는 경우가 많다는 기초분석 결과 와 일관된 모습이다.

동일한 가구를 반복적으로 관측한 결과라는 노동패널의 장점을 이용하 여 모형 (2)~(6)에는 가구 고정효과를 포함시켰는데, 관찰되지 않는 가구 이질성이 가구의 빈곤여부에 영향을 미칠 것으로 보이고, 이러한 특성은 쉽게 변화하지 않는다는 점에서 가구 고정효과는 매우 중요한 모형상의 변화라 할 수 있다. 그리고 모형 (1)과 (4)를 제외한 모든 모형이 연도더미 를 포함하여 경기변동 등 각 연도가 빈곤에 미치는 영향을 통제하였다.

9) 가구당 시간제 비율은 취업자수 대비 시간제 근로자의 수로 취업자가 없을 경우에 이 비 율은 0의 값을 가짐. 시간제 비율을 대신해 시간제 확산으로 인한 가구구성의 변화를 반 영하기도 하였으나 시간제 포함여부보다는 이와 관련된 취업자 수의 영향이 너무 커서 결과를 해석하기 어려워 시간제 비율을 사용한 결과만을 보고함.

〈표 2-12〉 시간제 비율이 빈곤(중위소득 50% 미만)에 미치는 영향

N 66,415 66,415 66,415 66,399 66,399 66,399 adj. R2 0.002 0.389 0.439 0.441 0.443 0.443 주: 1) 괄호 안은 t값이며, *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의함을 뜻함.

2) 빈곤을 중위소득 60% 미만으로 정의했을 때도, 결과는 크게 다르지 않음.

자료: 한국노동패널조사

모형 (2)는 모형 (1)에 연도더미와 고정효과만을 추가적으로 통제한 결 과로, 연도별 특성과 가구의 이질성을 통제했을 때 시간제 비율이 증가할 수록 빈곤상태에 놓일 위험이 줄어드는 것을 볼 수 있고, 그 결과 또한 5% 유의수준에서 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이를 어떻게 해석 할 수 있는가는 모형 (2)에 추가적으로 취업자 수를 포함한 모형 (3)의 결 과를 통해 유추할 수 있다. 즉, 가구의 특성을 통제했을 때¹⁰⁾ 시간제 비율 이 높아진다는 것은 또한 가구내 취업자가 늘어난다는 의미이기도 하다.

그 취업자가 어떤 근로시간제를 갖느냐와 무관하게 경제활동이 주는 소 득개선효과가 있을 것이기 때문이다. 그러나 이러한 효과를 모형 (3)과 같이 취업자 수로 통제하면 시간제 비율의 증가는 다시 빈곤위험을 높이 는 것으로 나타났다.

모형 (4)~(6)은 연도더미나 고정효과 외에 가구의 관찰되는 특성을 통 제하였는데, 이러한 특성은 연령, 성별, 교육수준, 종사상 지위와 같은 가 구주 개인의 특성과 가구원의 평균교육년수, 가구원 수와 아동 수, 취업 자 수와 같은 가구의 특성을 포함한다. 그러나 모형 (5)는 모형 (4)에 연도 더미를 포함하였고, 모형 (6)은 모형 (5)와 같지만 표준오차를 추정함에 있어 가구별 군집강건 표준오차(cluster-robust standard error)를 사 용하였다는 점에서 차이가 있다. 그 결과 시간제 취업 비율이 1%p 증가 하면 빈곤해질 확률이 약 0.08%p 증가하며, 이 효과는 0.1% 유의수준에 서도 매우 유의한 것으로 나타났다.

이 때 시간제 비율의 증가는 다른 한편으론 취업자 증가와 함께 나타나 기도 한다. 이러한 경우 시간제로의 취업이 미치는 효과를 취업자 수를 포함하지 않은 채 추정하면, 모형 (4)~(6)으로부터 –.005~-.001의 추정

10) 여기서 모형 (2)와 같은 부(-)의 계수를 낳는 것은 연도더미가 아니라 고정효과임을 확 인하였음.

계수를 얻을 수 있으나 p-값이 .6~.9로 통계적으로 유의하지 않은 것으 로 나타났다. 이는 시간제로 신규취업하는 경우 취업자 수가 증가함에도 불구하고 빈곤탈출을 돕지 못함을 의미한다.