중장년기 노동 이행에 따른 공적연금 납부예외율

종속변수는 지난 기 연금을 가지고 있던 50대 남성이 이번 기 공적연 금 납부를 유지하는지를 나타내는 더미 변수이다. 지난 기에 연금 보험료 를 납부하였으나 이번 기에는 납부하고 있지 않은 남성은 1의 값을 가지 고, 지난 기에 연금 보험료를 납부하였으며 이번 기에도 납부하고 있는 남성의 경우에는 0의 값을 가진다. 중요 설명 변수는 노동 이행과 전기 소 득 수준의 로그값이다. 소득은 분위가 아니라 2005년 수준에서 물가를 고정한 가구 총소득이다.

이제 전기 정규직 종사자였던 50대 남성의 노동 이행과 가구소득에 따 른 공적연금 납부예외율(<표 2-19> 참조)을 분석해 보도록 한다. 전기 정 규직 종사자였던 50대 남성 중 이번 기에도 정규직을 유지하는 남성은 이 번 기에 노동 형태가 바뀐 남성에 비해 연금 보험료를 납부하지 않을 확 률이 71.6%포인트 적었다. 지난 기에 정규직 종사자였으나 이번 기에 비 정규직으로 이행한 남성의 경우 정규직을 유지하거나 다른 형태로 이행 한 남성들보다 40.8%포인트 높은 연금 납부예외율을 보인다. 지난 기에 정규직 종사자였으나 이번 기에 자영업 종사자로 이행한 남성은 그렇지 않은 남성들보다 18.3%포인트 더 높은 납부예외율을 보인다. 실업 및 비 경제활동 상태로 변화한 남성은 이번 기에도 근로소득이 있는 남성과 비 교하여 납부 에외율이 97.9%포인트 높다. 추정값이 매우 큰 이유는 정규 직 종사자가 거의 대부분 정규직을 유지하고(표본의 94%) 정규직 종사자 들은 거의 모두 공적연금을 유지하기 때문이다(공적연금 납부예외 비율 이 정규직 종사자 표본의 6%, positive selection bias).

소득 수준은 연금 보험료 납부 예외에 대체로 유의미하지는 않으나 정 규직에서 실업 혹은 비경제활동 상태로 이동한 더미를 포함한 추정식에

제2장 중고령자 노동 실태 및 이행 경로 81

서 유의미한 결과를 보인다. 소득 수준이 10% 증가할 때 연금 납부예외 확률은 0.22%포인트 감소한다. 이 결과는 로짓 모형에서도 확인된다.

고정효과 모형에서도 노동 이행은 연금 납부예외 확률과 유의미한 관 계가 있는 것으로 나타났다. 또한 고정효과 모형의 결과, 모든 추정식에 서 소득 수준이 유의미하게 연금 납부예외 확률에 영향을 주는 것으로 나 타난다. 개인의 비관측 요인이 고려된 모형에서 개인 소득의 10% 증가는 연금 납부예외 확률을 0.26~1.08%포인트 높인다. 전기 정규직 종사자였 던 50대 남성의 높은 가구소득이 증가하면 연금 납부예외율이 더 높다는 것을 의미한다.

한편 전기에 비정규직 종사자였던 50대 남성의 노동 이행과 가구소득 에 따른 공적연금 납부예외율(<표 2-20> 참조)을 살펴보도록 하자. 전기 비정규직 종사자였던 50대 남성 중 정규직으로 이행한 남성은 그렇지 못 한 남성들보다 연금 납부예외율이 37.5%포인트 작았다. 이는 고정효과 모형에서는 유의미하지 않았다. 전기 비정규직 종사자였던 남성 중 정규 직으로 이동하는 남성이 연금을 유지하는 성향이 강한 것으로 해석된다.

전기에 비정규직 종사자였던 50대 남성 중 이번 기 근로소득이 없는 경우 이번 기에도 여전히 임금근로를 하고 있는 남성보다 연금 납부예외율이 62.8%포인트 높았다. 이 관계는 고정효과 모형에서 더 많게 추정되었다.

전기에 자영업 종사자였던 50대 남성의 노동 이행과 가구소득에 따른 공적연금 납부예외율(<표 2-21> 참조)도 살펴보도록 한다. 전기에 자영 업 종사자였던 50대 남성 중 비정규직의 임금근로자로 이행한 남성의 연 금 납부예외 확률이 29.9%포인트 증가하고, 실업 및 비경제활동 상태로 이행한 남성의 연금 납부예외 확률은 73.3%포인트 증가한다. 반면 전기 자영업 종사자였던 50대 남성 중 이번 기에도 자영업에 종사하는 남성은 그렇지 않은 남성들보다 연금 납부예외 확률이 50.3%포인트 적다. 이 결

82 중고령자의 근로여건 변화와 노후소득보장제도의 과제

N 1,412 1,412 1,412 1,412

R-squared 0.539 0.071 0.042 0.600

고정효과

N 1,412 1,412 1,412 1,412

R-squared 0.569 0.067 0.059 0.693

개인 수 356 356 356 356

주: 종속변수는 전년도 공적연금 가입자의 올해 연금 납부예외 여부이다. 추정 과정에서 완전 예측 이나 다중공선성 문제로 누락된 결과는 NA로 표시하였다.

제2장 중고령자 노동 실태 및 이행 경로 83

<표 2-20> 전기 비정규직 종사자였던 50대 남성의 노동 이행과 가구소득에 따른 공적 연금 납부예외율

합동 OLS

연금 납부예외 정규직 비정규직 자영업 실업·비경활

노동 이행 -0.375*** 0.014 0.117 0.628***

(0.126) (0.103) (0.229) (0.175) ln(전년도 소득) -0.133 -0.159* -0.160* -0.130 (0.081) (0.083) (0.083) (0.080)

N 163 163 163 163

R-squared 0.432 0.391 0.393 0.449

고정효과

연금 해지 정규직 비정규직 자영업 실업·비경활

노동 이행 -0.133 -0.240** 0.102 0.736***

(0.173) (0.108) (0.320) (0.159) ln(전년도 소득) -0.176** -0.144* -0.177** -0.068 (0.086) (0.085) (0.087) (0.080)

N 163 163 163 163

R-squared 0.254 0.294 0.249 0.415

개인 수 73 73 73 73

로짓 모형

연금 해지 정규직 비정규직 자영업 실업·비경활

노동 이행 NA 0.849 -2.066 NA

(1.128) (3.119)

ln(전년도 소득) -1.608 -1.758* -1.823* -2.013*

(1.135) (0.946) (0.980) (1.198)

N 103 134 134 111

주: 종속변수는 전년도 공적연금 가입자의 올해 연금 납부예외 여부이다. 추정 과정에서 완전 예측 이나 다중공선성 문제로 누락된 결과는 NA로 표시하였다.

84 중고령자의 근로여건 변화와 노후소득보장제도의 과제

R-squared 0.069 0.079 0.157 0.177

고정효과

R-squared 0.032 0.065 0.140 0.117

개인 수 246 246 246 246