시간제근로 참여가 가구소득불평등에 미치는 영향

본 연구의 주된 관심사인 배우자의 고용형태, 즉 시간제 고용 비중이 가구소득불평등에 미치는 영향을 네 가지 서로 다른 방식으로 측정하여 그 영향을 고정효과 모형으로 추정한 결과를 <표 5-3> 이하 4개의 표로 제시하였다. 각각의 모델은 패널 개체 내에서 자기상관(autocorrelati on)이 존재하지 않는다는 가정 하에서 추정된 계수(FE 모형)와 1계 자기 상관이 존재한다는 가정 하에서 추정된 계수(FE_AR 모형)를 비교하여 제 시하였다. 자기상관의 존재 여부에 대한 검정통계량(modified dur-bin-Watson 검정통계량)을 각 모델의 각주로 제시하였다. 민인식, 최필 선(2013, p. 188)에 따르면 이 검정통계량이 2에서 어느 정도 떨어져 있 으면 귀무가설(‘오차항에 1계 자기상관이 존재하지 않는다’)을 기각할 수 있다. 이 기준에 근거하여 본 분석의 4개 모델에서는 자기상관이 존재하 는 것으로 보고, AR 모델을 선택하여 해석한다.

<표 5-3>에 따르면, 특정 국가에서 여성고용률의 증가는 지니계수로 측정되는 소득불평등을 증가시키거나 감소시키는 영향을 미치지 않는다 고 볼 수 있다. 자기상관이 존재하지 않는 것으로 가정하는 모델에서는 여성고용률이 증가할수록 가구소득불평등은 증가하지만, AR 모델에서는 이 계수의 통계적 유의미성이 사라지는 것으로 나타났다. 어떤 조건에서 여성고용률이 증가하는지가 중요하며, 단순히 여성고용률의 증감 자체가 불평등에 미치는 영향을 논하는 것은 별 의미가 없다고 생각된다.

<표 5-4>에서는 다른 모든 조건이 같을 때, 전체 노동시장에서 시간제 고용의 비율이 증가하면 가구소득불평등은 감소하는 것으로 나타났다.

이 결과는 본 보고서의 2~4장에서 제시된 바, 가구내 시간제 근로자 비율 의 증가가 불평등을 심화시킬 수 있다는 분석결과와 일견 일치하지 않는 것으로 보일 수 있다. 그러나 <표 5-4> 모델은 전체 노동시장에서 시간제 고용의 비율이라는 점에서 해석에 주의를 요한다. 장년층 남성들이 대체 로 노동시장에 전일제로 참여하고 있는 상황에서 여성, 청년, 고령자의 추가적인 노동시장 유입이 시간제로 이루어지는 상황을 반영하는 것으로 이해해야 할 것이다.

<표 5-5>는 소득계층별 양상을 고려하지 않은 채 1.5소득자 가구나 2 인 소득자 가구의 증감 자체는 소득불평등의 완화나 심화에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는다는 결과를 보인다.

이 장에서 가장 중요하게 보는 모델은 가구주의 소득계층별 배우자의 고용양상의 효과를 분석하는 <표 5-6>이다. 이 모델에 따르면, 가구주의 소득계층별 배우자의 고용률과 시간제고용비율은 소득불평등에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 하위소득계층 가구주의 배우자의 고용률이 증 가하면 소득불평등도는 감소한다. 이것은 매우 당연하고도 직관적으로 이해되는 바이다. 그런데 이때 가구주의 소득이 하위에 속하는 가구에서

배우자가 시간제근로자로 일하는 비율이 증가할지라도 소득불평등도는 낮아지는 것으로 추정되었다.

〈표 5-3〉 고정효과 모형 회귀계수: 여성고용률 모델

FE_1 FE_AR_1

coef se coef se

국내총소득 0.000 0.000 -0.000 0.000

조세비중 0.002 0.001 0.004* 0.002

1인가구 0.005* 0.003 0.006 0.003

한부모가구 0.006 0.005 -0.002 0.006

65세이상인구 -0.000 0.004 -0.012** 0.006

남성고용률 -0.006*** 0.002 -0.009*** 0.003

제조업비중 -0.004*** 0.001 -0.008*** 0.003

여성고용률 0.004*** 0.001 0.000 0.003

상수항 -0.849*** 0.136 -0.149*** 0.050

sigma_u 0.271 0.231

sigma_e 0.046 0.036

rho 0.973

rho_fov 0.977

rho_ar 0.572

주: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 종속변수는 log(가구근로소득의 지니계수)

AR모델에서 modified Bhargava et al. Durbin-Watson = 1.2983041

〈표 5-4〉 고정효과 모형 회귀계수: 시간제비율 모델

FE_2 FE_AR_2

coef se coef se

국내총소득 -0.000 0.000 -0.000 0.000

조세비중 0.002 0.002 0.003 0.002

1인가구 0.010** 0.004 0.004 0.005

한부모가구 0.006 0.006 -0.008 0.007

65세이상인구 0.005 0.007 -0.012 0.009

남성고용률 -0.001 0.002 -0.007*** 0.001

제조업비중 -0.008*** 0.002 -0.006** 0.003

시간제비율 -0.003 0.002 -0.007*** 0.002

상수항 -0.963*** 0.181 -0.040 0.039

sigma_u 0.271 0.231

sigma_e 0.046 0.036

rho 0.973

rho_fov 0.977

rho_ar 0.572

주: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 종속변수는 log(가구근로소득의 지니계수)

AR모델에서 modified Bhargava et al. Durbin-Watson = 1.113133

〈표 5-5〉 고정효과 모형 회귀계수: 가구소득자 모델

FE_3 FE_AR_3

coef se coef se

국내총소득 -0.000 0.000 -0.000 0.000

조세비중 0.003* 0.002 0.002 0.003

1인가구 0.007*** 0.003 0.005 0.003

한부모가구 0.010* 0.005 -0.002 0.007

65세이상인구 0.002 0.005 -0.011* 0.006

남성고용률 -0.002 0.001 -0.008*** 0.002

제조업비중 -0.008*** 0.001 -0.008*** 0.003

1.5소득자가구 -0.002 0.002 -0.001 0.003

2인소득자가구 0.000 0.002 0.002 0.002

상수항 -0.963*** 0.145 -0.176*** 0.046

sigma_u 0.227 0.17

sigma_e 0.043 0.041

rho 0.965

rho_fov 0.945

rho_ar 0.495

주: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 종속변수는 log(가구근로소득의 지니계수)

AR모델에서 modified Bhargava et al. Durbin-Watson = 1.2271247

〈표 5-6〉 고정효과모형 회귀계수: 가구주소득수준별 배우자고용 모델

FE_4 FE_AR_4

coef se coef se

국내총소득 -0.000 0.000 -0.000 0.000

조세비중 0.002 0.002 0.003 0.002

1인가구 0.005 0.005 -0.011* 0.006

한부모가구 -0.003 0.006 -0.007 0.007

65세이상인구 0.002 0.006 0.000 0.008

남성고용률 -0.000 0.002 -0.002 0.001

제조업비중 -0.006*** 0.002 -0.007*** 0.003

하위_배우자고용률 -0.002* 0.001 -0.004*** 0.001

상위_배우자고용률 0.005*** 0.002 -0.000 0.002

하위_배우자시간제 -0.004 0.003 -0.009*** 0.003

상위_배우자시간제 -0.004** 0.002 -0.004 0.003

상수항 -1.023*** 0.177 0.028 0.044

sigma_u 0.28 0.312

sigma_e 0.039 0.03

rho 0.981

rho_fov 0.991

rho_ar 0.475

주: *** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1 종속변수는 log(가구근로소득의 지니계수)

AR모델에서 modified Bhargava et al. Durbin-Watson = 1.2453953

제5절 소결

이 장에서는 가구의 두 번째 소득활동참여자(주로 여성)를 시간제 근로 자로 노동시장에 포섭하는 것이 소득불평등에 어떤 영향을 미치는지 국 가를 분석단위로 삼아 살펴보았다. LIS 자료를 이용하여 개별 국가의 소 득불평등도와 여성의 시간제 고용률 등을 여러 시점에서 관찰한 패널데 이터를 구성하였다. 본 분석의 주된 특징은 가구주의 소득수준별로 배우 자의 고용률과 시간제 고용률을 사용하였다는 점에 있다.

우리나라는 아직 저소득층 여성의 경제활동참가율이 고소득층에 비해 높은 상태에 있지만, 선진국들의 경험을 살펴보면 이러한 현상은 점차 사 라질 것으로 예측할 수 있다. 여성의 경제활동참가율이 일정 수준을 넘어 서게 되는 국면에서는 고소득층 여성의 고용증가율이 저소득층보다 높은 시기에 들어서게 되고 이는 소득불평등을 심화시키는 효과를 낳게 된다.

가구의 두 번째 소득자 증가가 소득불평등의 심화를 초래하는 정도는 이들이 시간제 근로자로 노동시장에 유입되는 비율이 높을 경우에는 완 화되는 것으로 보인다. 많은 국가에서 기혼여성은 주로 시간제 근로자로 노동시장에 유입되었는데, 이것은 이들이 주로 전일제로 유입되었다면 겪었을 소득불평등도를 낮추는 역할을 해 왔다. 국가는 여성들에게 시간 제 근로를 권하면서 다양한 측면에서 이득을 누려왔다. 가구의 돌봄노동 을 사회화하지 않고 가족 내 여성의 노력으로 해결하면서도, 남성노동자 의 임금하락을 여성의 노동공급으로 보전하였으며, 의도했던 것은 아닐 지라도 소득재분배정책의 부담도 줄일 수 있었던 것이다.

가구의 두 번째 소득자가 시간제로 일하는 것이 전체 국가적으로 소득 불평등을 완화시키는 경향이 존재한다고 할지라도, 이것이 시간제 일자 리의 확대를 권하는 정책적 함의를 갖는다는 해석은 피하고자 한다. 시간

제 일자리의 증가는 심지어 선진국에서도 나쁜 일자리의 증가, 그리고 임 금근로자의 소득격차 확대를 초래하는 것으로 알려져 있다. 무엇보다도 여성의 시간제고용 증가는 성불평등을 장기화하는 문제점이 있다. 시간 당 임금이 높은 몇몇 시간제 일자리는 일가족양립의 가치에 부응하는 일 자리로 환영받을 수 있겠지만, 이런 일자리는 많지 않다. 모든 개인은 성 평등한 형태로 노동시장에 참여하는 것이 바람직하며, 이 결과로 나타나 는 시장소득의 불평등은 다양한 형태의 소득재분배정책으로 해소하여야 한다.