남녀간의 근본적인 격차는 출산 및 육아와 관련된 간헐적 경제활동참가intermittent participation 또는 경력단절interrupted career에 있으며, 이것이 남녀간 임금격차의 주요 요 인이 되고 있다는 주장이 민서-폴라첵Mincer-Polack의 가설이다(Polachek and Siebert, 1993). 이 가설에 의하면 비연속적인 경제활동참가로 인해 인적자본의 부식이 발생하 고 인적자본에 대한 투자회수기간이 짧아진다. 여기에서는 이러한 민서―폴라첵의 가 설을 한국의 경우에 적용하여 추정하기 보다 이직한 여성 임금근로자가 일정 기간(예, 2년) 이내에 다시 취업하게 될 확률을 추정함으로써 우리나라 노동시장에서 경력단절 의 크기와 가능성을 가늠하기로 한다. 추정에는 한국노동패널조사의 1차년도 데이터 를 사용하며 1994년 6월에서 1996년 6월의 2년 동안에 이직한 근로자가 2년 이내에 다시 취업한 경우를 대상으로 한다.
먼저 기초통계를 살펴보면 <표 3>과 같이 이직 후 2년내 재취업을 한 비율은 66.8%
9) 다음 장의 내용과 같이 임금함수 추정결과 여성의 임금은 남성에 비해 ‘생애 취업기간(일반적 인적 자본)’보다 ‘현 직장의 근속년수(기업특수적 인적자본)’에 의해 더욱 크게 결정되는 것으로 나타나고 있다.
로 나타나고 있으며 남성이 74.9%인 데 반해 여성은 57.8%로 상당한 크기의 성별 격차 가 있다. 또한 재취업시의 고용형태는 남성은 세 명 중 두 명 정도가 정규직 임금근로 자로 재취업하고 21.1%가 자영업을 시작하는 반면 여성은 상대적으로 많은 수가 비정 규직 임금근로 또는 무급가족종사자로 재취업하여 이직을 통한 노동시장에서의 지위 향상이 어려움을 보여주고 있다.10)
<표 3> 임금근로 이직자의 재취업 행태 - 이직후 2년내 재취업 비율 (단위 : %, 명)
분 류 여 성 남 성 전 체
이직 후 2년내 재취업 비율 57.8( 392) 74.9( 584) 66.8( 976)
새 직장의 고용형태
정규직 비정규직 자영업 무급가족종사
65.3( 256) 22.7( 89) 7.7( 30) 4.3( 17)
67.1( 392) 11.3( 66) 21.1( 123) 0.5( 3)
66.4( 648) 15.9( 155) 15.7( 153) 2.1( 20) 합 계 100.0( 682) 100.0( 780) 100.0(1,462)
여성의 재취업 확률을 체계적으로 파악하기 위해 이직 후 2년 이내 재취업하였을 경우에 ‘1’의 값을 하지 않았을 경우에 ‘0’의 값을 가지는 종속변수dependent variable를 설정하고 설명변수로 ‘배우자 유무’,11) ‘초등학교 1년 이하의 자녀 유무’, ‘거주 주택의 가치’, ‘이직시 연령’, ‘이직 전 직장의 근속기간’, ‘교육기간’, ‘이직 전 직종의 전문․기 술․관리직 여부’의 7개 변수로 하는 로짓logit모형을 설정하여 이를 추정하였다.12) 한
10) 비정규직 임금근로 또는 무급가족종사자가 정규직 임금근로나 자영업보다 임금수준 및 생산성이 낮다고 단언할 수는 없다. 그러나 일반적으로 비정규직 임금근로는 저생산성, 저임금 직종에 집중 되어 있고 보조적 위치에서 남편 또는 가족을 돕는 무급가족종사자도 의사결정권이 제한되어 있는 것이 일반적으로 노동시장에서의 지위가 높다고 할 수 없다.
11) 이직한 후 3개월 이내에 결혼한 경우도 배우자가 있는 것으로 간주하였다.
12) 설명변수로 ‘초등학교 1년 이하 자녀 유무’를 포함시키는 것이 적합한가의 모형적합성(specification)의 문제가 있다. 일반적으로 여성에게 있어서 출산은 경제활동의 대체재로 경제활동참가 여부의 결정 시 외생변수가 아니라 같이 결정되어져야 할 내생변수이다. 즉 여성이 생애에서 부딪치는 중요한 문제의 하나는 자녀의 출산․육아와 경제활동 사이의 선택적 결정인 것이다. 우리나라의 경우 결혼 도 출산과 비슷한 성격을 지닌다. 그러나 여기에서는 이미 ‘초등학교 1년 이하 자녀 유무’가 결정된 이후에 이직한 여성 임금근로자를 대상으로 재취업여부를 분석하고 있기 때문에 이 변수를 외생변 수로 간주하여도 별 다른 무리가 없는 것으로 판단된다.
국노동패널조사의 1차년도 조사시점이 1998년 6월에서 10월까지기 때문에 모든 이직 자들에 대해 2년 이내 재취업여부를 판정할 수 있었다. 또한 설명변수 중 ‘거주 주택의 가치’는 응답자의 자산규모를 나타내는 대리변수로 사용되고 있으며 배우자의 소득, 취업여부 등과 같은 변수들은 이 추정식이 주부 뿐만 아니라 미혼여성까지도 포괄하고 있기 때문에 추정식에서 제외시켰다.
<표 4> 여성의 이직후 2년 이내 재취업 가능성 - logit 추정결과
설명변수 추정 결과
변 수 명 평균값 회귀계수 표준편차 (P>|z|)
배우자 유무(0 : 없음 1 : 있음) 초등학교 1년 이하 자녀(1 : 있음 0 : 없음)
거주 주택의 가치(만원) 연령(세)
이직 전 직장의 근속기간(년) 교육기간(년)
전문․기술․관리직(1 : yes 0 : no) 상수항
0.525 0.394 5523.166 31.331 3.235 11.116 0.175
-0.9666801 -1.3273010 -0.0000288 -0.0082726 -0.0123056 0.0055796 0.3364606 1.7837730
0.2052400(0.000) 0.2064071(0.000) 0.0000136(0.034) 0.0128237(0.519) 0.0181989(0.499) 0.0382609(0.884) 0.2605737(0.197) 0.7399830(0.016) 표본수
LR chi2 Pseudo R2
626 109.97 0.1292
주 : 주택의 가치를 제외한 모든 설명변수의 값은 이직 당시를 기준으로 하고 있으나 주택의 가치는 자료 의 한계로 인해 1998년 조사 당시의 가격기준이며 전세 또는 월세인 경우는 전세비 또는 보증금을 나타내고 있다.
추정한 결과는 <표 4>에 나타나고 있는데 배우자가 있거나 초등학교 1년 이하의 어린 자녀가 있을 때 재취업할 확률이 하락하는 것으로 나타나고 있다. 또한 거주 주택 의 가치가 높을수록 재취업 가능성이 낮아지나 ‘이직시 연령’, ‘이직전 직장의 근속기 간’, ‘교육기간’과 같은 설명변수들은 P값이 매우 높아 유의성을 지니지 못하는 것으로 추정되었다. ‘전문․기술․관리직 여부’의 경우 추정된 계수의 값은 0.3355로 이직 전 의 직장이 고임금, 고생산성 직종으로 인식되는 전문․준전문 직종이거나 관리직일 때 재취업을 할 확률이 높아지는 것으로 추정되었지만 P값이 0.197로 10%의 유의수준에 서도 가설검증을 통과하지 못하였다. 따라서 추정결과 여성의 경우 여러 인구․경제적
변수들 중 ‘배우자 유무’와 ‘초등학교 1년 이하 자녀의 여부’가 재취업 여부를 결정짓는 가장 중요한 변수로 여겨진다.
위의 추정결과를 이용하여 여성의 인구학적 특성 변화에 따라 재취업확률이 어떻게 변화하는지 의태분석simulation을 실시하였다. 먼저 ‘배우자 여부’를 기준으로 배우자가 있을 경우에는 재취업확률이 0.4891로 이직 여성의 절반 정도만 재취업을 하나 배우자 가 없을 때에는 그 확률이 0.7157로 크게 높아진다. 이러한 현상은 ‘초등학교 1년 이하 의 자녀여부’도 마찬가지로 ‘있을 경우’에는 재취업확률이 0.4042에 불과하나 ‘없을 경 우’에는 확률이 0.7189로 높아지고 있다. 연령이 재취업에 미치는 영향은 (-)로 연령의 증가에 따라 재취업확률은 단조적으로 하락하는 형태를 보이게 된다.13) 그러나 연령효 과에 ‘배우자 유무’ 및 ‘초등학교 1년 미만 자녀 유무’가 재취업확률에 미치는 영향을 동시에 감안하면 재취업확률은 연령에 따라 U자형태를 나타낸다. 이러한 점은 <표 5>에 나타나 있다. <표 5>에서 25세 여성의 경우 “1 : 배우자와 초등학교 1년 이하 자녀” 모두가 있으면 재취업확률이 0.311이나 “2 : 배우자”만 있으며 확률이 0.630으로 뛰고 “3 : 무배우자, 무자녀”는 0.817로 상승한다. 이러한 재취업확률은 연령의 증가에 따라 전반적으로 감소하는데 25세 이후 결혼율이 높아지고 25-35세의 연령층에서 초 등학교 1년 이하의 자녀를 가진 어머니의 비중이 가장 많다는 점을 고려하면 전체적인 여성의 재취업률은 연령의 변화와 함께 U자형태를 보이게 될 것이다.
<표 5> 연령에 따른 여성 재취업확률의 변화
분 류
연 령
25세 30세 35세 표본 평균연령
(31.3세) 1
2 3
0.311 0.630 0.817
0.302 0.620 0.811
0.294 0.611 0.805
0.300 0.618 0.809 주 : 분류에서 ‘1’은 배우자가 있고 초등학교 1년 이하의 아동도 있는 경우이며, ‘2’는 배우자는 있으나
초등학교 1년 이하의 아동은 없는 경우, 그리고 ‘3’은 배우자와 아동 모두 없는 경우이다.
13) 또한, 0.519에 달하는 높은 P값이 보여 주듯이 연령이 재취업확률에 영향을 미치지 못한다면 재취 업확률은 연령과 상관없이 결정되게 된다.
이상과 같은 추정 및 의태분석의 결과는 아직도 우리나라에서 여성의 경력단절은 상당히 심각한 수준이며 특히 결혼과 육아가 경력단절의 중요한 원인이 되고 있다는 점을 다시 한 번 확인하고 있다. 여성의 경력단절을 완화한다는 측면에서 여성 근로자 에 대한 보육지원, 모성보호비용의 사회화, 결혼과 출산 등에 대한 부당노동행위의 제 재와 같은 노력은 중요한 의미를 지닌다. 그러나 이러한 노력이 여성근로자에 대한 기 업의 부담을 증대시켜 채용, 승진, 보직, 훈련 등에서의 여성 성차별을 유지하거나 강화 시키는 역효과를 발생하여서는 않될 것이다. 기업은 근본적으로 최소의 비용으로 최대 의 이윤을 창출하려는 효율성 지향의 유기체이며 기업의 성차별을 남존여비사상이나 남성우월주의의 유산으로만 이해하는 것은 오류이다. 여성 경력단절의 완화를 위한 노력과 여성 근로자의 고용에 따른 기업의 부담을 감소시키고 기업내부노동시장에서 의 차별 완화를 위한 노력이 균형적으로 이루어져야 하며 균형적인 정책의 개발을 위 한 기초적인 연구의 일환으로 다음 장에서는 기업내 성차별의 여부와 그 규모를 파악 하도록 한다.