추정식 (2)와 (3)은 부모의 항상소득이 자녀의 교육투자를 통하여 자 녀의 항상 소득에 영향을 미친다는 전제로부터 자녀 교육에 관한 결정 함수를 생략한 축약형이다. 따라서 부모의 항상소득이 자녀의 항상소득 에 영향을 미치는 영향을 교육투자를 통한 통로가 주요할 것으로 보고 자녀의 교육을 설명변수로 대체해 볼 것이다. 그러나 부모의 항상소득 은 자녀의 항상소득에 교육투자 이외의 경로를 통하여 직접 영향을 미 칠 수도 있으므로 부모의 소득 자체도 설명변수로 포함된다. 따라서 다 음 방정식을 추정한다.
(4) log log
log
여기서
는 자녀의 교육수준을 의미하며 부모의 소득과 정책에 의 하여 다음과 같이 영향을 받는 것으로 본다.(5)
log log
위에서 과 는 부모 소득이 자식의 소득에 미친 직접적인 영향을 표 현하고 와 는 교육을 통해 미친 간접적인 영향을 나타낸다. 이 경우
138
139
140 ad_lAfmwage 0.155*** 0.303*** 0.124*** 0.113*
(0.0250) (0.0600) (0.0225) (0.0619) Aage 0.221*** 0.242*** 0.0787*** 0.117***
(0.0235) (0.0298) (0.0283) (0.0332) sqAage -0.00305*** -0.00340*** -0.00108** -0.00174***
(0.0004) (0.0005) (0.0005) (0.0006) Afage 0.0147 0.0235 0.0539* 0.0574*
(0.0296) (0.0291) (0.0304) (0.0304) sqAfage -0.00013 -0.000209 -0.000469* -0.000502*
(0.0003) (0.0002) (0.0003) (0.0003) ad int 2 0.0290 (0.1240)
(0.0566) (0.0787)
stshadow -0.184 0.544
(0.254) (0.374)
ad int 3 -0.165*** 0.000317
(0.0636) (0.0652)
weshadow 0.685** -0.104
(0.319) (0.324) cons -0.0638 -1.248 1.056 0.554 (0.799) (0.844) (0.797) (0.876)
N 1068 1068 991 991
R-sq 0.21 0.218 0.068 0.069 이고, ad_int_2는 stshadow와 ad_lAfmwage의 교차항이다. weshadow 는 과외금지 조치가 시행된 전체 세대, 즉 1964-82년 사이에 출생한 세대를 나타내는 가변수이고, 이와 ad_lAfmwage의 교차항이 ad_int_3 이다.
141
ad_lAmwage ad_lAmwage ad_lAmwage ad_lAmwage ad_lApmwage 0.158*** 0.278*** 0.146*** 0.158***
(0.0218) (0.0496) (0.0207) (0.0564) Aage 0.212*** 0.223*** 0.109*** 0.144***
(0.0198) (0.0250) (0.0260) (0.0309) sqAage -0.00291*** -0.00307*** -0.00176*** -0.00234***
(0.0003) (0.0004) (0.0005) (0.0005)
Apage 0.0096 0.0177 0.0333 0.0361 (0.0261) (0.0257) (0.0259) (0.0259)
sqApage -0.0000941 -0.000171 -0.00026 -0.000286 (0.0002) (0.0002) (0.0002) (0.0002) ad_int_2p 0.0011 (0.0573) _cons 0.209 -0.657 1.104 0.559 (0.704) (0.744) (0.688) (0.755)
N 1230 1230 1093 1093
R-sq 0.209 0.215 0.078 0.082
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계 층 구 조 및 사 회 이 동 연 구
과외금지 세대의 세대간 소득탄력성은 이보다 0.165 감소한 것으로 추 정되었다. 하지만 딸(모형 3과 4)의 경우에는 이러한 세대간 소득결속 성의 변화가 관측되지 않았다. 또한 딸의 경우에는 모형의 설명력(R제 곱)이 아들의 경우에 비하여 현저히 낮음을 볼 수 있다.
<표 5-13>의 결과는 가구주가 남자인 경우로 한정한 것이다. 이를 모든 가구주로 확대하면 그 결과는 <표 5-14>와 같다. 여기서 설명변 수인 ad_lApmwage는 남성 가구주뿐만 아니라 가구주가 여성인 경우 도 포함하고 있으며 이에 따라 표본크기가 조금 커졌음을 확인할 수 있 다. 계수의 값에 약간의 차이는 있지만 결과는 남성 가구주에 대한 결 과인 <표 5-13>에 비하여 크게 달라진 것이 없음을 볼 수 있다.
이상의 결과는 한국노동패널의 자료를 이용하였으며, 여기에서는 부 모와 자녀 관계가 식별 가능하고 양쪽 모두 임금을 가진 관측치만을 이 용한다. 따라서 표본을 구성하는 연령대에 충분한 변동이 없어 추정값 이 상대적으로 부정확할 수 있었다. 또한 <표 5-15>에서 보는 것처럼 학기중 학원허용까지를 과외금지시기로 보면 18%의 관측치만이 실험집 단(과외금지 적용 대상)이 되고 위헌판결까지를 과외금지시기로 간주하 면 14%의 관측치만이 통제집단(과외금지 비적용 대상)이 되어 두 경우 모두 과외금지의 영향을 정확히 측정하는데 문제를 야기할 수 있다.
학기중 학원허용까지 관측치수 위헌판결까지 관측치수
과외금지 비적용
(통제집단) 878 (82%) 과외금지 비적용 146 (14%) 과외금지 적용
(실험집단) 190 (18%) 과외금지 적용 922 (86%)
전체 1068 1068
〈표 5-15〉과외금지 조치별 관측치수
143
제 5 장 교 육 정 책 과 계 층 이 동
본 연구에서는 이 문제점을 보완하기 위하여 한국노동패널 마지막 이 용 가능한 자료인 2009년 자료(12차 자료)와 고용노동부에서 조사하는 임금구조기본통계조사(OWS, Occupational Wage Survey, 1990년 이 후 이후 고용형태별근로실태조사) 1980년도의 자료를 이용하였다25). 2009년 자료를 이용한 것은 가능한 한 젊은 세대 (과외금지해제 이후 세대)를 포함하기 위한 것이고 1980년 OWS 자료를 이용한 것을 이 자료가 약 한 세대 전(29년 전)이기 때문이다.26) 우리는 한국노동패널 에 있는 자료에서 부모의 교육, 직업, 그리고 나이(부모가 노동패널 표 본에 포함되어 있지 않는 경우에는 나이가 없기 때문에 세대 간의 차이 를 이용한 2009년 현재의 본인의 나이를 활용)를 활용하여 월임금의 로그값에 회귀분석하여 부모의 임금을 추정하였다. 이렇게 추정된 부모 의 임금의 로그값이 설명변수(lows)로 사용되었다. 이로써 한국노동패 널에서 가구주이거나 부모의 임금이 관측되지 않은 사람에 대해서도 OWS의 자료를 이용하여 부모의 임금 자료를 구할 수 있다.
종속변수로는 한국노동패널 12차 자료의 월 평균임금의 로그 값 (lwage)을 사용한다. 앞에서 설명한 것처럼 <표 5-13>과 <표 14>의 분석에서는 한국노동패널 자료 안에서 부모와 자녀 관계가 식별 가능하 고 양쪽 모두 임금을 가진 표본만을 사용하였으나, 이제는 한국노동패 널 자료상의 가구주와의 관계에 관련 없이 임금이 관측된 모든 경우를 활용할 수 있다.
자녀의 나이인 age는 한국노동패널에서 조사된 값(제12차년도)을 사 용하였고, 부모의 나이인 page는 한국노동패널 자료에 조사되어 있다면 그 값을 활용하고 조사되어 있지 않은 경우는 자녀의 나이에 30을 더
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계 층 구 조 및 사 회 이 동 연 구
정책변수는 다음과 같다. mid는 중학교 무시험 입학제도에 해당되는 세대를 나타내는 가변수로서 가구주와의 관계와는 관련이 없이 모두 적 용되는 것이다. (앞의 분석모형에서 활용한 middle의 경우 한국노동패 널 1차 조사에서 가구주와의 관계가 가구주의 자녀인 경우에만 해당되 도록 만들어졌다는 점에 차이가 있다.) int11은 mid와 lows의 교차항이 다. st6와 we6는 각각 과외금지 조치에 6년(중‧고등학교) 모두 해당된 세대를 나타내는 가변수로서 st6은 1967년-1972년, we6는 1967년 -1982년에 출생한 세대에게 해당된다. 역시 앞의 분석모형에서 활용한 stshadow와 weshadow는 가구주와의 관계가 자녀인 경우에만 해당되 도록 만들어졌다는 점에서 차이가 있다. int12와 int13은 각각 st6과 we6의 lows와의 교차항이다.
또한 과외가 세대간 소득이전성에 미치는 영향의 추이를 좀 더 자세 히 알아보기 위해 세대별 가변수를 구성해 보았다. 기존의 과외금지 조 치 가변수인 st6와 we6는 과외금지 조치에 해당된 세대를 해당되기 전 세대 및 해당된 다음 세대를 묶은 것과 비교하게 된다. 이를 과외금지 조치 전 세대와 과외금지 세대 그리고 과외금지 후 세대로 나누어 분석 하기 위한 세대별 가변수로서 gen2 과외금지 조치에 해당된 세대를 나 타내며, gen3는 과외금지 조치가 풀리고 난 이후의 세대를 나타내는 가 변수이다. intgen2와 intgen3는 각각 gen2, gen3와 lows의 교차항이다.
〈표 5-16〉은 먼저 아들의 자료를 사용하여 회귀식 (3)을 추정한 결과를 요약하고 있다. 아들의 경우 중학교 무시험 및 과외금지 세대의 부모자식간 소득탄력성이 여타 세대에 비하여 현저히 낮음을 볼 수 있 다. 중학교 무시험제(mid)하에서 탄력성은 0.284만큼 하락되었으며 이 변화는 유의수준 1%에서 통계적으로 유의하다(모형1의 int11변수).
145 lows 0.564*** 0.322*** 0.425*** 0.348*** 0.452***
(0.0876) (0.0403) (0.0556) (0.0369) (0.0638) age 0.177*** 0.181*** 0.173*** 0.180*** 0.169***
(0.0282) (0.0283) (0.0277) (0.0279) (0.0284) age2 -0.209*** -0.214*** -0.200*** -0.212*** -0.195***
(0.0374) (0.0375) (0.0368) (0.0369) (0.0375) page (0.0270) (0.0356) (0.0245) (0.0368) (0.0233) (0.046) (0.047) (0.047) (0.047) (0.047) page2 0.0197 0.0273 0.0175 0.0275 0.0168 (0.0349) (0.0355) (0.0350) (0.0353) (0.0351) mid 3.613***
146
(0.1410) (0.0567) (0.0789) (0.0547) (0.0965) age 0.0837 ** 0.0795 ** 0.0646 * 0.0634 * 0.0634 *
(0.0355) (0.0355) (0.0349) (0.0374) (0.0358) age2 -0.134*** -0.127*** -0.104** -0.103* -0.111**
(0.0493) (0.0493) (0.0485) (0.0528) (0.0492) page -0.0605 -0.0704 -0.0545 -0.0469 -0.0599
(0.0596) (0.0606) (0.0598) (0.0653) (0.0598) page2 0.0504 0.0585 0.0451 0.0394 0.0496
(0.0459) (0.0468) (0.0461) (0.0507) (0.0461) mid 0.887 cons 1.265 2.547 0.883 1.796 0.842 (2.246) (1.579) (1.704) (1.662) (1.835) N 1984 1984 1984 1984 1984 R-sq 0.093 0.092 0.093 0.092 0.095
주 : 1) 괄호 안은 표준오차(* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01)
147
(0.0885) (0.0398) (0.0551) (0.0366) (0.0635) age 0.1700 *** 0.1680 *** 0.1600 *** 0.1730 *** 0.1590 ***
(0.0269) (0.0270) (0.0264) (0.0266) (0.0272) age2 -0.1860 *** -0.1830 *** -0.1710 *** -0.1890 *** -0.171 ***
(0.0357) (0.0358) (0.0351) (0.0352) (0.036) page -0.0150 -0.0234 -0.0152 -0.0370 -0.016
(0.0443) (0.0450) (0.0444) (0.0448) (0.0446) page2 0.008 0.015 0.008 0.024 0.009
(0.033) (0.034) (0.033) (0.034) (0.0335) edu12 0.072 *** 0.071 *** 0.076 *** 0.071 *** 0.075 ***
(0.006) (0.004) (0.004) (0.004) (0.005) mid 1.465
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계 층 구 조 및 사 회 이 동 연 구
딸의 경우는 <표 5-17>에 요약되어 있으며 어떠한 정책의 효과도 유 의하지 않지만 모형1, 3, 4와 5에서 보는 것처럼 모든 정책의 효과의 점추정값은 부모자식간 소득의 연관성을 감소시키는 것으로 나타난다.
다음으로 식 (4)를 추정함으로써 부모의 소득이 자식의 소득에 미치 는 영향을 교육을 경유한 효과와 그 외의 직접적인 효과로 나누어 살펴 본다. <표 5-18>은 그 결과를 요약하고 있다.
여기서 edu12는 한국노동패널 제12년차에서 조사한 교육연수이며 intedu1은 mid와 edu12의 곱이다. <표 5-18>의 모형1의 결과에 따르 면 부모의 소득을 제어한 교육수익률은 교육수준 1년당 약 7.2%의 임 금 상승이다. 중학교 무시험제도는 교육수익률을 유의하게 변화시키지 않았으며(크기와 통계적 유의성 모두에서), 교육수준을 제외하고는 자식 의 임금을 변화시키지 않았다.
중학교 무시험제도가 교육수준에 미친 영향은 <표 5-19>에서처럼 교 육수준 회귀식 (5)을 추정함으로써 구할 수 있다. <표 5-19>의 모형1 에 따르면 중학교 무시험제도가 도입되기 전 부모 소득이 10% 상승할 때 교육수준은 약 0.52년 증가하였다(계수 = 5.166). 하지만 중학교 무 시험제도 하에서 교육수준의 부모소득 의존도는 2.935만큼 감소(1% 수 준에서 유의함)하였다. 이와 더불어 절편이 40.6만큼의 상승한다. 그 결 과 평균적인 lows(평균 = 12.96)의 개인에게 교육수준은 중학교 무시 험제도 이후 40.6–2.935*12.96 = 2.6년만큼 증가하며 가장 낮은 lows (최저값 = 11.43)에 대해서는 훨씬 큰(40.6–2.935*11.43 = 7.1년) 교 육수준의 상승을 가져온다. <표 5-18>과 <표 5-19>의 모형1의 결과는 이처럼 중학교 무시험이 세대간 소득탄력성 자체를 통계적으로 유의하 게 낮추지는 않았지만(<표 5-18>의 int11 변수) 전반적인 교육수준을 상승시키고(<표 5-19>의 mid 변수) 교육수준의 부모소득 의존도를 낮 추어(<표 5-19>의 int11 변수) 저소득계층의 교육수준을 상승시킴으로
149
(0.380) (0.192) (0.249) (0.176) (0.274) int11 -2.935*** cons -56.01*** -34.66*** -44.32*** -31.86*** -48.44***
(4.900) (2.492) (3.220) (2.286) (3.542) N 3542 3542 3542 3542 3542 R-sq 0.251 0.12 0.225 0.131 0.272
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계 층 구 조 및 사 회 이 동 연 구
정값이 보여주는 것처럼 과외금지 세대에서는 여타 세대에 비하여 교육 수익률 자체가 1.8%p만큼 더 낮아 세대간 소득의존도가 저하되는 것으 로 보인다.
고교평준화의 효과도 중학교 무시험제의 경우와 유사하게 해석할 수 있지만, <표 5-16>의 축약형 회귀식 추정결과에 따르면 그 효과는 통 계적으로 유의하지 않음에 주의하라.
마지막으로 과외금지이전, 과외금지기간, 과외금지이후로 세대를 나누 어 분석한 결과는 <표 5-18>과 <표 5-19>의 모형5에 요약되어 있다.
특이한 점은 <표 5-18>모형5의 edu12 변수와 gen3edint 변수의 계수 들로부터 알 수 있듯이 과외금지이후 세대의 교육수익률이 없다는 것이 다. 이는 한국노동패널 제12차 조사자들의 연령이 상대적으로 낮아 이 들의 소득이 과소평가되고 항상소득을 거의 반영하지 않았기 때문인 것 으로 보인다. 추후에 이 대상자들의 자료가 더욱 축적되면 이 세대에
특이한 점은 <표 5-18>모형5의 edu12 변수와 gen3edint 변수의 계수 들로부터 알 수 있듯이 과외금지이후 세대의 교육수익률이 없다는 것이 다. 이는 한국노동패널 제12차 조사자들의 연령이 상대적으로 낮아 이 들의 소득이 과소평가되고 항상소득을 거의 반영하지 않았기 때문인 것 으로 보인다. 추후에 이 대상자들의 자료가 더욱 축적되면 이 세대에