문제 제기
실업률과 취업률은 청년층 신규 학졸자의 학교에서 노동시장으로 이행의 성과를 보여주는 가장 대표적인 지표이다. 그러나 이 지표는 이행 과정 자체보다는 그 결과를 보여주는 것으로 경기상황이나 노동시장 여건 에 따라 달라질 수 있다. 최근 청년층 노동자의 학교와 노동시장간 연계 및 이행과정에 대하여 입체적이며 동 태적인 분석들이 시도되고 있다. 학교에서 노동시장으 로 이행의 과정에 대하여 직접적인 변수를 활용하는 것 이다. (1) ‘졸업 후 첫 직장에 취업하기까지의 소요기 간’분석, (2) 첫 직장의 근속기간과 노동이동 분석, (3) 전공과 직종의 연계성 분석, (4) 직업선택과 이행
(transition rate) 분석 등을 들 수 있다1).
본 연구는 학교에서 노동시장으로 이행과 연계에 대 한 이러한 연구시도들의 일환으로‘청년층(15~29세) 의 학교에서 첫 직장 취업까지의 소요기간’을 분석한다.
기간분석모형의 기본적인 문제의식은 청년층 실업자의 경제적 상태가 실업상태 자체보다는 실업기간의 길이와 더 밀접하게 연결되어 있다고 보는 것이다. 신규 졸업자 가 졸업 후 첫 직장 취업하기까지의 구직경로와 취업경 로, 구직조건과 취업한 사업체의 조건 등은 학력별로 상 당한 차이가 있으며, 실제 취업된 경로에 있어서도 대졸 자는‘채용시험(36.3%)’과 같은 공식적 경로가 높은데 비해, 전문대와 고졸자는‘연고(緣故, 전문대 47.7%, 고졸: 58.7%~61.6%)’와 같은 비공식적 경로를 통하 는 경우가 높다. 이러한 이행과정상의 차이 때문에 청년 층에 대하여는 고교 재학 때부터 개인별 직업경력 설계 와 상담 서비스가 매우 긴요한 것으로 강조되고 있다.
이에 본 연구에서는 학력수준을 실업고, 인문고, 전문 대, 대학이상의 네가지 졸업·중퇴자 집단으로 구분하고, 첫 직장 이행기간과 그 결정요인들에 대한 학력과 전공의 영향을 분석함으로써‘학교에서 노동시장으로 이행과정상 의 특징’을 살펴보고자 한다. 중심변수인‘첫 직장 취업 소
청년층 졸업·중퇴자의 첫 직장
이행기간에 대한 학력과 전공계열의 영향
김 미 란
한국직업능력개발원 전문연구원 [email protected]
요기간’의 분포형태를 살펴보고, Cox의 비례위험모형을 이용하여 이 기간 분포에 영향을 주는 요소들을 추정한다.
실증모형
기간분석의 계량모형은 실업기간 분포의 분석에서 출 발한다. 실업기간 분포란‘개인별 실업 일 수’의 분포형태 를 말한다. 실업 탈출확률은 통상적으로 조건부 확률 개념 을 이용하여 식 (1)로 쓴다2). 이 식은 ’t 시점 이후 아주 짧은 기간(dt)에 한 상태(state), 즉 실업상태에서 벗어날 확률로, 단 t시점까지는 실업일 것을 전제로’한 것이다.
T: 한 상태 또는 사건(state, event)가 실현된 시점
실업기간의 확률분포개념을 이용하기 위해‘t시점에 서 실업기간의 확률분포’를, Pr(T≤t)=F(t), t≥0라 하 고 확률밀도함수를 f(t)=dF/dt라 하면, 약간의 수식전 개과정을 거쳐 실업탈출확률 θ(t)는 식(2)와 같이 실업 기간의 확률밀도함수 f(t)와 생존함수 S(t)(survival function, 또는 실업계속함수)로 쓸 수 있다.3)
Kaplan-Meier 추정치는 어떤 미취업자가 한 시점(t) 까지 계속 미취업일 것을 조건부로 하여 이 시점(t)에서 취업상태로 전환할 확률을(조건부 실업탈출률, conditional exit rates; θ(t)) 각 시점(tj)에서 계산한 것 이다. 조건부 실업탈출률의 계산 방법은 식 (3)에 쓴 바 와 같이 금기(t)에 취업한 자(nj)를 미취업자(rj)로 나눈
것으로 이때, 미취업자는 금기(t)까지 계속 미취업 상태 일 것을 전제로 한다는 점에서 조건부 확률이다.
Kaplan-Meier 조건부 실업탈출률은 기간을 분석대상 으로 할 때, 기간변수의 분포형태를 한눈에 볼 수 있도 록 하는 장점이 있다. 즉 어느 시점에서 조건부 실업탈 출이 최고치(peak)를 보이는 지 비교함으로서 기간자 료(duration data)의 의미 해석을 쉽게 해준다.
Kaplan-Meier 탈출률 추정량:
여기서nj는 tj시점에서 미취업을 탈출한 사람 수이 고, rj는 tj시점까지 계속 미취업 상태에 있는(risk set) 에 있는 사람 N은 전체 대상자이다.
실업기간분석의 이론적 배경인 직업탐색이론에 따르 면 어떤 구직자가 실업에서 취업자로 이행할 확률 (transition rate from the unemployed to the employee)은 노동자가 일자리를 제안받을 확률과 이 제안을 수락할 학률로 이뤄진다. 그런데 취업할 확률 θ(·)은 기간 경과에 따라 변한다고 보는 것이 더 현실적 이다. 즉 구직기간(t)이 길어짐에 따라 개인(i)별 유보 임금이 다르고, 구직강도도 달라지기 때문에 θ(t)로 본 다(Kiefer 1988). 또 θ(t)는 어떤 개인(i)의 구직과정에 대한 것으로 구직자가 갖는 인구적 특성, 인적자본 수준 뿐 아니라 경기여건에도 영향 받는다. 구직자가 갖는 이 런 여러 가지 특성들을 x라 하면 실업탈출률은 기간(t) 과 x의 함수가 된다. 이제 실업기간 분포가 지수적 (exponential) 형태를 띤다고 가정하면 구직자 i가 t시 점에서 실업을 탈출할 확률은 식 (4)로 쓸 수 있다.
1) 이병희(2002), 전병유(2003)
2) Pr( tj시점에서 실업탈출)
θ(tj)= Pr( tj 시점에서 실업탈출 | tj 시점까지 실업계속) =
Pr( tj시점까지 계속 실업상태) 3) Lancaster(1990), Wooldridge(2002), Greene (2000) 참조
θ(t)= Lim
dt→0 (1)
dt
Pr(t ≤ T < t+dt | T≥t)
θ(t)= = (2) S(t) 1-F(t)
f(t) f(t)
θ(tj)= = rj N-n1-n2-...-nj-1 (3)
nj nj
문제 제기
실업률과 취업률은 청년층 신규 학졸자의 학교에서 노동시장으로 이행의 성과를 보여주는 가장 대표적인 지표이다. 그러나 이 지표는 이행 과정 자체보다는 그 결과를 보여주는 것으로 경기상황이나 노동시장 여건 에 따라 달라질 수 있다. 최근 청년층 노동자의 학교와 노동시장간 연계 및 이행과정에 대하여 입체적이며 동 태적인 분석들이 시도되고 있다. 학교에서 노동시장으 로 이행의 과정에 대하여 직접적인 변수를 활용하는 것 이다. (1) ‘졸업 후 첫 직장에 취업하기까지의 소요기 간’분석, (2) 첫 직장의 근속기간과 노동이동 분석, (3) 전공과 직종의 연계성 분석, (4) 직업선택과 이행
(transition rate) 분석 등을 들 수 있다1).
본 연구는 학교에서 노동시장으로 이행과 연계에 대 한 이러한 연구시도들의 일환으로‘청년층(15~29세) 의 학교에서 첫 직장 취업까지의 소요기간’을 분석한다.
기간분석모형의 기본적인 문제의식은 청년층 실업자의 경제적 상태가 실업상태 자체보다는 실업기간의 길이와 더 밀접하게 연결되어 있다고 보는 것이다. 신규 졸업자 가 졸업 후 첫 직장 취업하기까지의 구직경로와 취업경 로, 구직조건과 취업한 사업체의 조건 등은 학력별로 상 당한 차이가 있으며, 실제 취업된 경로에 있어서도 대졸 자는‘채용시험(36.3%)’과 같은 공식적 경로가 높은데 비해, 전문대와 고졸자는‘연고(緣故, 전문대 47.7%, 고졸: 58.7%~61.6%)’와 같은 비공식적 경로를 통하 는 경우가 높다. 이러한 이행과정상의 차이 때문에 청년 층에 대하여는 고교 재학 때부터 개인별 직업경력 설계 와 상담 서비스가 매우 긴요한 것으로 강조되고 있다.
이에 본 연구에서는 학력수준을 실업고, 인문고, 전문 대, 대학이상의 네가지 졸업·중퇴자 집단으로 구분하고, 첫 직장 이행기간과 그 결정요인들에 대한 학력과 전공의 영향을 분석함으로써‘학교에서 노동시장으로 이행과정상 의 특징’을 살펴보고자 한다. 중심변수인‘첫 직장 취업 소
청년층 졸업·중퇴자의 첫 직장
이행기간에 대한 학력과 전공계열의 영향
김 미 란
한국직업능력개발원 전문연구원 [email protected]
요기간’의 분포형태를 살펴보고, Cox의 비례위험모형을 이용하여 이 기간 분포에 영향을 주는 요소들을 추정한다.
실증모형
기간분석의 계량모형은 실업기간 분포의 분석에서 출 발한다. 실업기간 분포란‘개인별 실업 일 수’의 분포형태 를 말한다. 실업 탈출확률은 통상적으로 조건부 확률 개념 을 이용하여 식 (1)로 쓴다2). 이 식은 ’t 시점 이후 아주 짧은 기간(dt)에 한 상태(state), 즉 실업상태에서 벗어날 확률로, 단 t시점까지는 실업일 것을 전제로’한 것이다.
T: 한 상태 또는 사건(state, event)가 실현된 시점
실업기간의 확률분포개념을 이용하기 위해‘t시점에 서 실업기간의 확률분포’를, Pr(T≤t)=F(t), t≥0라 하 고 확률밀도함수를 f(t)=dF/dt라 하면, 약간의 수식전 개과정을 거쳐 실업탈출확률 θ(t)는 식(2)와 같이 실업 기간의 확률밀도함수 f(t)와 생존함수 S(t)(survival function, 또는 실업계속함수)로 쓸 수 있다.3)
Kaplan-Meier 추정치는 어떤 미취업자가 한 시점(t) 까지 계속 미취업일 것을 조건부로 하여 이 시점(t)에서 취업상태로 전환할 확률을(조건부 실업탈출률, conditional exit rates; θ(t)) 각 시점(tj)에서 계산한 것 이다. 조건부 실업탈출률의 계산 방법은 식 (3)에 쓴 바 와 같이 금기(t)에 취업한 자(nj)를 미취업자(rj)로 나눈
것으로 이때, 미취업자는 금기(t)까지 계속 미취업 상태 일 것을 전제로 한다는 점에서 조건부 확률이다.
Kaplan-Meier 조건부 실업탈출률은 기간을 분석대상 으로 할 때, 기간변수의 분포형태를 한눈에 볼 수 있도 록 하는 장점이 있다. 즉 어느 시점에서 조건부 실업탈 출이 최고치(peak)를 보이는 지 비교함으로서 기간자 료(duration data)의 의미 해석을 쉽게 해준다.
Kaplan-Meier 탈출률 추정량:
여기서nj는 tj시점에서 미취업을 탈출한 사람 수이 고, rj는 tj시점까지 계속 미취업 상태에 있는(risk set) 에 있는 사람 N은 전체 대상자이다.
실업기간분석의 이론적 배경인 직업탐색이론에 따르 면 어떤 구직자가 실업에서 취업자로 이행할 확률 (transition rate from the unemployed to the employee)은 노동자가 일자리를 제안받을 확률과 이 제안을 수락할 학률로 이뤄진다. 그런데 취업할 확률 θ(·)은 기간 경과에 따라 변한다고 보는 것이 더 현실적 이다. 즉 구직기간(t)이 길어짐에 따라 개인(i)별 유보 임금이 다르고, 구직강도도 달라지기 때문에 θ(t)로 본 다(Kiefer 1988). 또 θ(t)는 어떤 개인(i)의 구직과정에 대한 것으로 구직자가 갖는 인구적 특성, 인적자본 수준 뿐 아니라 경기여건에도 영향 받는다. 구직자가 갖는 이 런 여러 가지 특성들을 x라 하면 실업탈출률은 기간(t) 과 x의 함수가 된다. 이제 실업기간 분포가 지수적 (exponential) 형태를 띤다고 가정하면 구직자 i가 t시 점에서 실업을 탈출할 확률은 식 (4)로 쓸 수 있다.
1) 이병희(2002), 전병유(2003)
2) Pr( tj시점에서 실업탈출)
θ(tj)= Pr( tj 시점에서 실업탈출 | tj 시점까지 실업계속) =
Pr( tj시점까지 계속 실업상태) 3) Lancaster(1990), Wooldridge(2002), Greene (2000) 참조
θ(t)= Lim
dt→0 (1)
dt
Pr(t ≤ T < t+dt | T≥t)
θ(t)= = (2) S(t) 1-F(t)
f(t) f(t)
θ(tj)= = rj N-n1-n2-...-nj-1 (3)
nj nj
가 <그림 1> <그림 2>와 같다. 주요 특징은 첫째, 졸업 후 초기에는 탈출률이 가장 높으며 6개월 경과 후에는 미취 업 탈출률이 5%수준으로 급격히 낮아지고, 1년이 경과 한 시점에서 다시 약간 높아졌다가(the second peak) 이 후 다시 감소하는 형태이다. 이것은 시간이 지남에 따라 조건부 탈출률이 감소하는 음의 경과의존성(negative duration dependency)이 성인과 마찬가지로 청년층에 도 존재함을 나타낸다. 두번째는 학력별로 조건부 미취 업 탈출률의 수준이 3개월 경과시점까지는 전문대와 실 업고가 더 높지만, 1년후 시점(the second peak)에서는
대학과 전문대학이 고졸보다 약간 더 높다. 이것은 전문 대·대학 집단이 고교집단에 비해 첫 직장 취업이 금방 되지는 않더라도 1년 경과 후에는 취업할 가능성이 더 높다는 의미로‘학력이 높을 수록 탐색기간이 길 수 있다 는’직업탐색이론의 가설과 일치하는 결과이다.
첫 직장 취업 소요기간에 영향을 주는 요소들:
Cox의 비례위험모형
‘첫 직장 취업 소요기간’에 대한 학력수준과 전공의 θ(t,χ, β, θ0)=exp(χ′β) θ0(t) (4)
Cox의 비례위험모형은 설명변수의 추정계수를 선형 모형에서처럼 해석할 수 있는 편리함이 장점인데 식 (4)에 자연로그(ln)을 취하면 선형으로 되기 때문이다.
자연로그의 편미분으로 구해지는 계수(β)는 실업 기간 을 끝낼 조건부 확률에 대한 설명변수 x의 고정비례적 효과(constant proportional effect)로 해석한다.
자료특성과추정결과
분석 자료는 통계청, ‘경제활동인구 청년층 부가조 사’(2003년 5월)의 청년층(만 15-29세) 졸업·중퇴자 9,240명 중 중졸이하 235명을 제외한 9,005명이다. 학 력이 중퇴인 경우는 졸업으로 범주화하였다. 통상적으 로 대학(고교)중퇴자인 고졸(중졸)로 간주되는데, 중퇴 자의 경우 중퇴한 학력을 기준으로만 전공계열이 구분 되기 때문이다. 그래서 고등학교의 계열은 실업고와 일 반고로, 전문대와 대학의 전공은 인문사회계, 예체능계, 사범계, 자연계, 공대, 의학계로 구분하였다.
분석 대상 표본의 주요 특징은 여자(5,490명)가 남자 (3,515명)보다 많고, 실업고 졸업·중퇴가 2,917명 (32.4%), 전문대 졸업·중퇴가 2,365명(26.3%), 대학 이상 졸업·중퇴가 2,216명(24.6%)이다. 두번째는 청 년층, 특히 대학이상 졸업자의 학교 졸업 이전 취업률이 매우 낮다는 점이다. 대학이상 졸업·중퇴자의 졸업 전 취업률은 23.8%로 전문대나 실업고 졸업·중퇴자의 졸 업 전 취업률(전문대: 30.7%, 실업고: 37.2%, 일반고:
8.2%)보다 더 낮다. 즉 실업고나 전문대에 비해 대학교 이상 고학력의 경우 5명 중 1명만이 졸업 전 취업하는 것 으로 나타나 대졸자의 취업곤란이 심각함을 알 수 있다.
분석의 중심 변수인 졸업 후 첫 직장 이행기간(non-
employment duration)은‘졸업 시점부터 첫 직장에 취 업하게 되는 시점까지의 경과 기간(월 단위)’으로 정의 한다. 첫 직장까지의 이행기간의 분포를 학력별로 보면, 졸업후 3개월 시점까지의 실업탈출률은 전문대가 가장 높아 전문대 졸업·중퇴자의 56%가 취업하며, 실업고와 대학이상도 약 52%가 취업한다. 그러나 졸업 후 6개월 과 1년미만 시점 사이에는 실업탈출률이 급격히 낮아진 다. 즉 졸업·중퇴 후 적어도 6개월 이내에 첫 직장을 잡 지 못할 경우 1년이 지나야 취업할 가능성이 다시 높아 진다는 것이다. 두번째로 고졸 청년층의 18.4~25.3%에 서는 졸업 후 2년 이상 경과하고서야 실업을 탈출하는 것으로 나타난다. 고졸 남자의 경우 졸업 후 군 복무 기 간이 감안되지 않을 경우 첫 직장 취업까지의 소요기간 이 여자나 대졸자보다 더 길게 계산될 수 있는데, 본 연 구는 이를 감안하지 않은 것으로 해석에 주의를 요한다.
요약하면 첫째는 대학이상 고학력자 5명중 1명만이 졸업전에 취업할 정도로 취업난이 심각함을 확인하였 다. 두번째로‘학교에서 노동시장으로 이행’에 곤란을 겪는 주요 집단은 일반고 졸업·중퇴자 집단으로 이들 의 경우 고교 재학 동안에 생애 직업 경력 개발에 대한 적극적인 지도가 필요하다는 것이다. 둘째는 학력과 전 공 계열에 따라 학교에서 노동시장으로 이행과정에 상 당한 차이가 있을 수 있다는 점이다. 즉 대학 졸업·중 퇴자의 6개월 내 취업률이 실업고나 전문대의 취업률과 별 차이가 없는데, 전공계열, 인적속성 등이‘이행기간’
에 미치는 영향을 적절히 통제하여 분석할 필요가 있다.
첫 직장 취업까지의 소요기간: 조건부 실업 탈출률 (Kaplan-Meier 추정치)
성별, 학력별로 조건부 미취업 탈출률을 추정한 결과
<그림 1> 성별 청년층 졸업·중퇴자의 조건부 미취업 탈출률 : Kaplan-Meier 추정치
<그림 2> 학력별 청년층 졸업·중퇴자의 조건부 미취업 탈출률 : Kaplan-Meier 추정치 35.0
30.0 25.0 20.0 15.0 10.0 5.0 0.0
0 2 4 6 8 10 12 24
미취업기간
남 여
22 20 18 16 14 조건부 탈출률
35.0 30.0
25.0 20.0 15.0 10.0 5.0
0.0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 미취업기간
일반고 실업고 전문대 대학
조건부 탈출률
가 <그림 1> <그림 2>와 같다. 주요 특징은 첫째, 졸업 후 초기에는 탈출률이 가장 높으며 6개월 경과 후에는 미취 업 탈출률이 5%수준으로 급격히 낮아지고, 1년이 경과 한 시점에서 다시 약간 높아졌다가(the second peak) 이 후 다시 감소하는 형태이다. 이것은 시간이 지남에 따라 조건부 탈출률이 감소하는 음의 경과의존성(negative duration dependency)이 성인과 마찬가지로 청년층에 도 존재함을 나타낸다. 두번째는 학력별로 조건부 미취 업 탈출률의 수준이 3개월 경과시점까지는 전문대와 실 업고가 더 높지만, 1년후 시점(the second peak)에서는
대학과 전문대학이 고졸보다 약간 더 높다. 이것은 전문 대·대학 집단이 고교집단에 비해 첫 직장 취업이 금방 되지는 않더라도 1년 경과 후에는 취업할 가능성이 더 높다는 의미로‘학력이 높을 수록 탐색기간이 길 수 있다 는’직업탐색이론의 가설과 일치하는 결과이다.
첫 직장 취업 소요기간에 영향을 주는 요소들:
Cox의 비례위험모형
‘첫 직장 취업 소요기간’에 대한 학력수준과 전공의 θ(t,χ, β, θ0)=exp(χ′β) θ0(t) (4)
Cox의 비례위험모형은 설명변수의 추정계수를 선형 모형에서처럼 해석할 수 있는 편리함이 장점인데 식 (4)에 자연로그(ln)을 취하면 선형으로 되기 때문이다.
자연로그의 편미분으로 구해지는 계수(β)는 실업 기간 을 끝낼 조건부 확률에 대한 설명변수 x의 고정비례적 효과(constant proportional effect)로 해석한다.
자료특성과추정결과
분석 자료는 통계청, ‘경제활동인구 청년층 부가조 사’(2003년 5월)의 청년층(만 15-29세) 졸업·중퇴자 9,240명 중 중졸이하 235명을 제외한 9,005명이다. 학 력이 중퇴인 경우는 졸업으로 범주화하였다. 통상적으 로 대학(고교)중퇴자인 고졸(중졸)로 간주되는데, 중퇴 자의 경우 중퇴한 학력을 기준으로만 전공계열이 구분 되기 때문이다. 그래서 고등학교의 계열은 실업고와 일 반고로, 전문대와 대학의 전공은 인문사회계, 예체능계, 사범계, 자연계, 공대, 의학계로 구분하였다.
분석 대상 표본의 주요 특징은 여자(5,490명)가 남자 (3,515명)보다 많고, 실업고 졸업·중퇴가 2,917명 (32.4%), 전문대 졸업·중퇴가 2,365명(26.3%), 대학 이상 졸업·중퇴가 2,216명(24.6%)이다. 두번째는 청 년층, 특히 대학이상 졸업자의 학교 졸업 이전 취업률이 매우 낮다는 점이다. 대학이상 졸업·중퇴자의 졸업 전 취업률은 23.8%로 전문대나 실업고 졸업·중퇴자의 졸 업 전 취업률(전문대: 30.7%, 실업고: 37.2%, 일반고:
8.2%)보다 더 낮다. 즉 실업고나 전문대에 비해 대학교 이상 고학력의 경우 5명 중 1명만이 졸업 전 취업하는 것 으로 나타나 대졸자의 취업곤란이 심각함을 알 수 있다.
분석의 중심 변수인 졸업 후 첫 직장 이행기간(non-
employment duration)은‘졸업 시점부터 첫 직장에 취 업하게 되는 시점까지의 경과 기간(월 단위)’으로 정의 한다. 첫 직장까지의 이행기간의 분포를 학력별로 보면, 졸업후 3개월 시점까지의 실업탈출률은 전문대가 가장 높아 전문대 졸업·중퇴자의 56%가 취업하며, 실업고와 대학이상도 약 52%가 취업한다. 그러나 졸업 후 6개월 과 1년미만 시점 사이에는 실업탈출률이 급격히 낮아진 다. 즉 졸업·중퇴 후 적어도 6개월 이내에 첫 직장을 잡 지 못할 경우 1년이 지나야 취업할 가능성이 다시 높아 진다는 것이다. 두번째로 고졸 청년층의 18.4~25.3%에 서는 졸업 후 2년 이상 경과하고서야 실업을 탈출하는 것으로 나타난다. 고졸 남자의 경우 졸업 후 군 복무 기 간이 감안되지 않을 경우 첫 직장 취업까지의 소요기간 이 여자나 대졸자보다 더 길게 계산될 수 있는데, 본 연 구는 이를 감안하지 않은 것으로 해석에 주의를 요한다.
요약하면 첫째는 대학이상 고학력자 5명중 1명만이 졸업전에 취업할 정도로 취업난이 심각함을 확인하였 다. 두번째로‘학교에서 노동시장으로 이행’에 곤란을 겪는 주요 집단은 일반고 졸업·중퇴자 집단으로 이들 의 경우 고교 재학 동안에 생애 직업 경력 개발에 대한 적극적인 지도가 필요하다는 것이다. 둘째는 학력과 전 공 계열에 따라 학교에서 노동시장으로 이행과정에 상 당한 차이가 있을 수 있다는 점이다. 즉 대학 졸업·중 퇴자의 6개월 내 취업률이 실업고나 전문대의 취업률과 별 차이가 없는데, 전공계열, 인적속성 등이‘이행기간’
에 미치는 영향을 적절히 통제하여 분석할 필요가 있다.
첫 직장 취업까지의 소요기간: 조건부 실업 탈출률 (Kaplan-Meier 추정치)
성별, 학력별로 조건부 미취업 탈출률을 추정한 결과
<그림 1> 성별 청년층 졸업·중퇴자의 조건부 미취업 탈출률 : Kaplan-Meier 추정치
<그림 2> 학력별 청년층 졸업·중퇴자의 조건부 미취업 탈출률 : Kaplan-Meier 추정치 35.0
30.0 25.0 20.0 15.0 10.0 5.0 0.0
0 2 4 6 8 10 12 24
미취업기간
남 여
22 20 18 16 14 조건부 탈출률
35.0 30.0
25.0 20.0 15.0 10.0 5.0
0.0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 미취업기간
일반고 실업고 전문대 대학
조건부 탈출률
영향을 보기 위하여 설명변수로 학력수준과(모형 2) 전 공계열을 더미로 사용(모형 3)하여 추정하고, 성별, 1998년도 이후 졸업여부별로 학력과 전공의 영향을 추 정했다4). 노동시장 여건을 나타내는 변수로는‘졸업·
중퇴 시점의 실업률’을 사용한다. 특히 경제위기 이후 노동시장 여건 변화가 청년층 신규 졸업·중퇴자의 노 동시장으로 이행에 어떻게 영향을 주는지 살펴보기 위 하여 졸업·중퇴 시점이 1998년 이전인 집단과 이후인 집단으로 구분하여 추정했다.
전체에 대한 추정결과 학력수준과 전공계열이‘첫 직
장 이행기간’에 통계적으로 유의하게 영향을 미치고 있 는 것으로 나타난다5)(<표 1>). 그 부호도 중졸이하와 인문계졸업자에서 음(-)으로 나타나 저학력층과 인문계 졸업 미진학 청년층이 노동시장 이행에 어려움이 있음 을 확인할 수 있다. 두번째로 성별로는 남자일 수록, 중 퇴자일 수록, 졸업·중퇴시 실업률이 높을 수록 첫 직장 취업까지의 소요기간이 길어지는 것으로 나타나 일반적 인 기대와 일치한다. 또한 1998년 이후 졸업자일수록 이 소요기간이 짧은 것으로 나타난다6).
‘남성’‘중퇴더미’‘98년 이후 졸업더미’변수들의
계수가 크게 나타나므로 이들 변수 중심으로 더 분석해 보자. 첫째, 성별로 추정한 결과 일반고와 전문대졸 이 상에서 남녀의 부호가 상반되게 나타난다7). ’98년 이후 졸업여부’로 구분하여 추정한 결과 실업고와 전문대 졸 업자의 계수가 통계적으로 유의하게 양(+)으로 나타난 다(<표 2>). 이는 실업고와 전문대 졸업생의 빠른 취업 과 일치하는 결과이다. 두번째로 중졸이하와 일반고졸 남자의 경우 부호가 음(-)으로 나타나는데, 청년층의
‘학교에서 노동시장 이행’의 문제가 주로 이들 집단에 대한 것임이 다시 한번 확인된다. 세번째로 전공계열의 영향을 보면 남녀 모두에서 실업계고와 사범대, 의학계
열이 다른 집단보다 첫 직장으로 이행확률이 높은 것으 로 나타난다. 즉 전공계열은 졸업후 첫직장 취업확률에 통계적으로 유의하게 영향을 미칠 뿐 아니라 다른 전공 에 비해 사범계열과 의학계열 전공이 이행기간을 줄이는 데 긍정적인 영향을 미친다. 네번째로‘학교교육 이외에 학원이나 직업훈련 경험’은 1998년 이전 졸업·중퇴자 집단에서는 미취업 탈출가능성을 높이는 것(+)으로 나 타났으나, 다른 집단에서는 그 영향이 불분명하다. 특히 이 직업훈련 경험은 졸업 후 첫직장 취업 이후 기간동안 의 것도 포함되었을 가능성이 있기 때문에 첫 직장 취업 소요기간에 대한 영향으로 해석 할 수는 없다. 마지막으
4) 전공계열더미는 고졸의 경우 일반계, 실업계(농공상계), 전문대와 대졸이상은 인문사회계, 사범계, 자연계, 공대, 의학계를 더미로 구성하였다. 단 중졸 이하의 경우 전공구분 불가로 학력더미를 그대로 사용하였다.
5) 학력구분이 안된 2명을 제외한 중졸이하 233명을 분석에 포함함.
6) 그 이유가 98년 이후 집단의 censored rate가 이전 집단보다 더 높아서 즉 censoring 때문에 미취업기간이 더 짧게 잡히기 때문일 수 있으나 더 엄밀한 분석이 필요하다.
7) 성별로 상반되는 부호가 나온 이유는 남자에서 군 복무기간이‘이행기간’에 포함되었기 때문으로 추측된다. 결과표는 생략함.
<표 1> 학력, 전공의 청년층‘첫 직장 취업 소요기간’에 대한 영향 : Cox의 비례위험모형 모형1
계수 표준 오차 계수 표준 오차 계수 표준 오차
모형2 모형3
***는 1%, **는 5%, *는 10%의 통계적 유의수준을 나타냄.
남성 -0.295 0.02*** -0.243 0.02*** -0.252 0.02***
나이 0.035 0.01*** -0.020 0.00*** -0.017 0.00***
직업훈련 더미 0.036 0.02 0.025 0.02 0.030 0.02
학력 년수 0.014 0.01
중퇴 더미 -0.230 0.05***
’98년이후 졸업 더미 0.654 0.05***
중졸이하 -0.599 0.11*** -0.911 0.08***
일반고졸 0.121 0.08
실업고졸 0.458 0.08***
전문대중퇴 0.250 0.13**
전문대졸 0.641 0.08***
대학중퇴 0.288 0.12**
대학졸업 0.534 0.08***
인문계고 -0.202 0.05***
실업계고 0.137 0.04***
인문사회계 0.172 0.05***
사범대 0.430 0.07***
자연계 0.282 0.06***
공대 0.275 0.05***
의학계 0.492 0.07***
졸업·중퇴시 실업률 -0.130 0.01*** -0.028 0.01*** -0.027 0.01***
서울지역 더미 -0.052 0.03* -0.025 0.03 -0.020 0.03
-2 LOG L 138,579 138,474 138,498
표본수 9,238
Censored(%) 771 8.35
학력
전공
<표 2> 청년층 졸업·중퇴자의 미취업탈출에 영향을 주는 요소들 : ’98년 이후 졸업여부별, Cox의 비례위험모형 1998년 이전 졸업·중퇴
계수 표준 오차
모형2
계수 표준 오차
모형3
1998년 이후 졸업·중퇴
계수 표준 오차
모형2
계수 표준 오차
모형3
***는 1%, **는 5%, *는 10%의 통계적 유의수준을 나타냄.
남성 -0.305 0.03*** -0.302 0.03*** -0.297 0.03*** -0.281 0.03***
나이 0.013 0.01 0.013 0.01 0.042 0.01*** 0.032 0.01***
직업훈련더미 0.114 0.04*** 0.122 0.04*** -0.031 0.03 -0.032 0.03
중졸이하 -0.585 0.14*** -0.691 0.11*** -0.273 0.20 -0.518 0.18***
일반고졸 0.144 0.12 -0.152 0.12
실업고졸 0.414 0.12*** 0.382 0.11***
전문대중퇴 0.031 0.19 0.201 0.17
전문대졸 0.306 0.12** 0.413 0.12***
대학중퇴 0.105 0.18 0.125 0.16
대학졸 0.075 0.13 0.163 0.13
인문계고 0.036 0.07 -0.379 0.07***
실업계고 0.304 0.07*** 0.166 0.06***
인문사회계 0.054 0.09 0.005 0.06
사범대 0.260 0.16* 0.310 0.08***
자연계 0.169 0.12 0.138 0.07*
공대 0.021 0.09 0.122 0.06**
의학계 0.528 0.15*** 0.331 0.09***
졸업·중퇴시 실업률 -0.129 0.05** -0.141 0.05** -0.181 0.013*** -0.172 0.01***
서울지역더미 -0.095 0.05** -0.098 0.05** 0.037 0.040 0.023 0.04
-2 LOG L 54,254 54,254 72,730 72,752
표본수 3,841 3,841 5,397 5,397
Censored 127 3.31 127 3.31 644 11.9 644 11.9
영향을 보기 위하여 설명변수로 학력수준과(모형 2) 전 공계열을 더미로 사용(모형 3)하여 추정하고, 성별, 1998년도 이후 졸업여부별로 학력과 전공의 영향을 추 정했다4). 노동시장 여건을 나타내는 변수로는‘졸업·
중퇴 시점의 실업률’을 사용한다. 특히 경제위기 이후 노동시장 여건 변화가 청년층 신규 졸업·중퇴자의 노 동시장으로 이행에 어떻게 영향을 주는지 살펴보기 위 하여 졸업·중퇴 시점이 1998년 이전인 집단과 이후인 집단으로 구분하여 추정했다.
전체에 대한 추정결과 학력수준과 전공계열이‘첫 직
장 이행기간’에 통계적으로 유의하게 영향을 미치고 있 는 것으로 나타난다5)(<표 1>). 그 부호도 중졸이하와 인문계졸업자에서 음(-)으로 나타나 저학력층과 인문계 졸업 미진학 청년층이 노동시장 이행에 어려움이 있음 을 확인할 수 있다. 두번째로 성별로는 남자일 수록, 중 퇴자일 수록, 졸업·중퇴시 실업률이 높을 수록 첫 직장 취업까지의 소요기간이 길어지는 것으로 나타나 일반적 인 기대와 일치한다. 또한 1998년 이후 졸업자일수록 이 소요기간이 짧은 것으로 나타난다6).
‘남성’‘중퇴더미’‘98년 이후 졸업더미’변수들의
계수가 크게 나타나므로 이들 변수 중심으로 더 분석해 보자. 첫째, 성별로 추정한 결과 일반고와 전문대졸 이 상에서 남녀의 부호가 상반되게 나타난다7). ’98년 이후 졸업여부’로 구분하여 추정한 결과 실업고와 전문대 졸 업자의 계수가 통계적으로 유의하게 양(+)으로 나타난 다(<표 2>). 이는 실업고와 전문대 졸업생의 빠른 취업 과 일치하는 결과이다. 두번째로 중졸이하와 일반고졸 남자의 경우 부호가 음(-)으로 나타나는데, 청년층의
‘학교에서 노동시장 이행’의 문제가 주로 이들 집단에 대한 것임이 다시 한번 확인된다. 세번째로 전공계열의 영향을 보면 남녀 모두에서 실업계고와 사범대, 의학계
열이 다른 집단보다 첫 직장으로 이행확률이 높은 것으 로 나타난다. 즉 전공계열은 졸업후 첫직장 취업확률에 통계적으로 유의하게 영향을 미칠 뿐 아니라 다른 전공 에 비해 사범계열과 의학계열 전공이 이행기간을 줄이는 데 긍정적인 영향을 미친다. 네번째로‘학교교육 이외에 학원이나 직업훈련 경험’은 1998년 이전 졸업·중퇴자 집단에서는 미취업 탈출가능성을 높이는 것(+)으로 나 타났으나, 다른 집단에서는 그 영향이 불분명하다. 특히 이 직업훈련 경험은 졸업 후 첫직장 취업 이후 기간동안 의 것도 포함되었을 가능성이 있기 때문에 첫 직장 취업 소요기간에 대한 영향으로 해석 할 수는 없다. 마지막으
4) 전공계열더미는 고졸의 경우 일반계, 실업계(농공상계), 전문대와 대졸이상은 인문사회계, 사범계, 자연계, 공대, 의학계를 더미로 구성하였다. 단 중졸 이하의 경우 전공구분 불가로 학력더미를 그대로 사용하였다.
5) 학력구분이 안된 2명을 제외한 중졸이하 233명을 분석에 포함함.
6) 그 이유가 98년 이후 집단의 censored rate가 이전 집단보다 더 높아서 즉 censoring 때문에 미취업기간이 더 짧게 잡히기 때문일 수 있으나 더 엄밀한 분석이 필요하다.
7) 성별로 상반되는 부호가 나온 이유는 남자에서 군 복무기간이‘이행기간’에 포함되었기 때문으로 추측된다. 결과표는 생략함.
<표 1> 학력, 전공의 청년층‘첫 직장 취업 소요기간’에 대한 영향 : Cox의 비례위험모형 모형1
계수 표준 오차 계수 표준 오차 계수 표준 오차
모형2 모형3
***는 1%, **는 5%, *는 10%의 통계적 유의수준을 나타냄.
남성 -0.295 0.02*** -0.243 0.02*** -0.252 0.02***
나이 0.035 0.01*** -0.020 0.00*** -0.017 0.00***
직업훈련 더미 0.036 0.02 0.025 0.02 0.030 0.02
학력 년수 0.014 0.01
중퇴 더미 -0.230 0.05***
’98년이후 졸업 더미 0.654 0.05***
중졸이하 -0.599 0.11*** -0.911 0.08***
일반고졸 0.121 0.08
실업고졸 0.458 0.08***
전문대중퇴 0.250 0.13**
전문대졸 0.641 0.08***
대학중퇴 0.288 0.12**
대학졸업 0.534 0.08***
인문계고 -0.202 0.05***
실업계고 0.137 0.04***
인문사회계 0.172 0.05***
사범대 0.430 0.07***
자연계 0.282 0.06***
공대 0.275 0.05***
의학계 0.492 0.07***
졸업·중퇴시 실업률 -0.130 0.01*** -0.028 0.01*** -0.027 0.01***
서울지역 더미 -0.052 0.03* -0.025 0.03 -0.020 0.03
-2 LOG L 138,579 138,474 138,498
표본수 9,238
Censored(%) 771 8.35
학력
전공
<표 2> 청년층 졸업·중퇴자의 미취업탈출에 영향을 주는 요소들 : ’98년 이후 졸업여부별, Cox의 비례위험모형 1998년 이전 졸업·중퇴
계수 표준 오차
모형2
계수 표준 오차
모형3
1998년 이후 졸업·중퇴
계수 표준 오차
모형2
계수 표준 오차
모형3
***는 1%, **는 5%, *는 10%의 통계적 유의수준을 나타냄.
남성 -0.305 0.03*** -0.302 0.03*** -0.297 0.03*** -0.281 0.03***
나이 0.013 0.01 0.013 0.01 0.042 0.01*** 0.032 0.01***
직업훈련더미 0.114 0.04*** 0.122 0.04*** -0.031 0.03 -0.032 0.03
중졸이하 -0.585 0.14*** -0.691 0.11*** -0.273 0.20 -0.518 0.18***
일반고졸 0.144 0.12 -0.152 0.12
실업고졸 0.414 0.12*** 0.382 0.11***
전문대중퇴 0.031 0.19 0.201 0.17
전문대졸 0.306 0.12** 0.413 0.12***
대학중퇴 0.105 0.18 0.125 0.16
대학졸 0.075 0.13 0.163 0.13
인문계고 0.036 0.07 -0.379 0.07***
실업계고 0.304 0.07*** 0.166 0.06***
인문사회계 0.054 0.09 0.005 0.06
사범대 0.260 0.16* 0.310 0.08***
자연계 0.169 0.12 0.138 0.07*
공대 0.021 0.09 0.122 0.06**
의학계 0.528 0.15*** 0.331 0.09***
졸업·중퇴시 실업률 -0.129 0.05** -0.141 0.05** -0.181 0.013*** -0.172 0.01***
서울지역더미 -0.095 0.05** -0.098 0.05** 0.037 0.040 0.023 0.04
-2 LOG L 54,254 54,254 72,730 72,752
표본수 3,841 3,841 5,397 5,397
Censored 127 3.31 127 3.31 644 11.9 644 11.9
로 1998년 경제위기 이후 노동시장 여건변화가 이행기 간에 미친 영향을 추정한 결과 기존연구와 달리 경제위 기 이전과 이후 모두에서 음(-)으로 나타나 경제위기의 영향이 잘 식별되지 않았다.
소결
청년층의‘첫 직장까지의 이행기간’의 분포를 보면 전 체 청년층의 64.4%가 졸업 후 6개월 안에 취업한다. 시 점별 첫직장 이행 확률(Kaplan-Meier hazard rates)은 졸업·중퇴 후 첫번째 달이 가장 높고 이후 급격히 감소 하여 1년경과 시점에서 다시 높아졌다가(the second peak) 이후 계속 감소하는 형태를 띤다. 성인과 마찬가 지로 청년층에서도 취업가능성이 음의 경과의존성 (negative duration dependency)을 갖는 것으로 나타난 다. 즉 젊은 청년층 구직자라도 실업의 경과기간이 길어 질수록 취업이 더 어려워짐을 알 수 있다. 두번째로 학 력별로 볼 때 이행을 시작한 초기에(졸업·중퇴후 3개월 경과시점까지)는 전문대와 실업고 집단의 실업탈출 가능 성이 높지만 약간 더 길게 볼 경우(1년경과 시점) 대학과 전문대졸자의 탈출률이 고교집단보다 더 높다.
청년층 신규 졸업·중퇴자의 첫 직장 이행확률에 영 향을 주는 요소들에 대하여 Cox의 비례위험모형을 추정 한 결과‘졸업·중퇴시점의 경기상황’즉 노동시장 여건 이 기본적인 요소로 작용함을 알 수 있다. 두번째로 학
력과 전공계열이 통계적으로 유효하게 영향을 주는 것 으로 나타났다. 인문계 고교 졸업·중퇴는‘첫 직장 취 업까지의 소요기간’이 더 길어지도록 작용하며 전문대 졸업은 더 짧아지도록 작용한다. 전문대·대학 전공별 로는 사범계열과 의학계열 전공이 첫 직장 이행기간을 줄이는데 긍정적인 역할을 하는 것으로 나타난다. 세번 째로‘학교교육 이외에 학원이나 직업훈련 경험’은 1998년 이전 졸업·중퇴자집단에서는 미취업 탈출가능 성을 높이는 것(+)으로 나타났으나, 다른 모형들에서는 그 영향이 불분명하여 해석이 곤란하였다. 네번째는 남 자일수록, 중퇴자일 수록, 그리고 1998년 이전 졸업자 일 수록‘첫 직장 이행기간’이 긴 것으로 나타난다.
이상의 결과는 청년층의‘첫 직장 이행기간’만을 대상 으로 한 것으로‘학교에서 노동시장으로 이행과정’전반 에 관한 분석에 있어 다음과 같은 부분이 더 연구되어야 할 것으로 본다. 첫째는 성인에 비해 상대적으로 노동이 동이 잦은 청년기의 특성을 감안할 때 첫 직장 뿐 아니라 청년기 전반의 노동이동성과 근속, 경력축적을 고려하는 것이다. 두번째는 이행에 있어 전공과 직업의 연계성을 개인의 주관적인 판단 자료가 아닌 좀더 객관화된 연계 표(예: 전공-직업 매트릭스)를 통해 분석하는 것이다. 세 번째는 기업의 채용관행, 승진배치원칙 및 성과연계형 임금체계로 변화 등 기업 내 노동시장관행 변화와 관련 하여 청년층의 이행과 직업선택과정을 분석할 필요가 있 다. 네번째는 성인구직자의 노동이동과의 비교이다.
<참고문헌>
교육인적자원부, 『교육통계연보』, 각 년도.
이병희, 『청년층 노동시장분석』, 한국노동연구원, 2003 『학교로부터 노동시장으로 이행실태와 정책과제』, 한국노동연구원, 2002.
전병유, 『고졸 미진학청년층의 고용·실업현황과 정책과제』, 한국노동연구원, 2003.
Kalbfleisch, J. D. and R. L. Prentice, The statistical analysis of failure time data, 2nd ed., 2003.
Kiefer, N. M., Economic duration data and hazard functions, Journal of economic literature vol. XXVI 1988.
Lancaster, Tony, The econometric analysis of transition data, Cambridge Univ. Press 1990.
Wooldridge, J. M., Econometric analysis of cross section and panel data, MIT, 2002.
통계청, 「경제활동인구 청년층 부가조사 자료」, 2003. 5.
Vocation & Human Resource Development
▶ 직업교육훈련기관 소개
경남정보대학 익산직업전문학교
▶ 21세기 직업인상
자유로운 사고와 자신감으로 도전하는 청년 CEO
▶ 직능원 주요 행사
사진 동정
직업교육 교수·학습 방법 우수사례 시상식 및 발표회 / 변 숙 영
제2회 e-Learning 경진대회 / 나 현 미
▶ 전문가 상담
실업계고교 졸업생의 진로 / 은 혜 경
학교에서 진로검사를 잘 활용하려면 / 정 숙 영