양극화와 불균등도의 최근 추이에 대한 분석

(1)

연구 09 󰠏 21

양극화와 불균등도의 최근 추이에 대한 분석

󰠏 가구 특성별 접근 󰠏

설 윤

(2)

양극화와 불균등도의 최근 추이에 대한 분석

󰠏 가구 특성별 접근 󰠏

1판1쇄 인쇄/ 2009년 12월 21일 1판1쇄 발행/ 2009년 12월 28일

발행처/ 한국경제연구원 발행인/ 김영용 편집인/ 김영용

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(3)

발간사

전통적으로 소득의 불균등도를 나타내는 지니계수를 비롯하 여 여러 지수에 대한 연구의 발전과 더불어 최근에는 중산층 이 줄어드는 소득의 양극화현상에 대한 관심이 늘고 있다

.

전 체 평균의 차이만을 강조하는 소득불균등도와는 달리 양극화 (bi-polarization)는 평균이 부분적으로 집락화(clustering)되는 분포 의 변화를 반영한다는 점에서 불균등도와는 차이점이 있다

.

이 러한 양극화의 개념에 대한 중요성은 사회의 내재적 갈등수준 을 표현하고 있다는 의미에서 중요하게 인식되었다

.

하지만 보다 면밀한 분석을 위하여 기존의 연구들에서 주로 제시한 전체적인 모집단만을 고려한 분석보다는 직업･산업에 따 른 가구분류와 학력수준 등 가구의 특성에 따라 분할하여 접근 할 수 있다

.

따라서 그룹 간(group-between)의 양극화 혹은 불균등 도가 시간의 추이에 따라 다르게 진행될 것이며

,

이러한 특성에 따른 실증분석 결과로부터 다른 시사점을 도출할 수 있다

.

또한 지금까지 대부분의 연구들은 소득양극화 혹은 불균등도 에 대한 관심이 지속되었으나 상대적으로 가계소비를 이용한 소비양극화와 불균등도에 대한 관심은 상대적으로 적었던 것이 사실이다

.

즉 소비가 소득에 비하여 좀 더 가계의 생활수준과

(4)

4 양극화와 불균등도의 최근 추이에 대한 분석

후생을 대표하는 더 나은 지표이며 소비가 항상소득의 좋은 대 용변수임을 주지할 필요가 있다

.

따라서 본 연구의 저자는 통계청에서 발표되는 미시자료를 이용하여 최근까지 발전된 양극화지수의 추정방법을 이용하여 양극화의 심각성 여부를 확인하였다

.

연구의 범위를 소득뿐만 아니라 소비변수를 이용하여 소비양극화와 불균등도의 지수를 추정하는 것까지 확장하여 소비 및 소득양극화의 추이를 파악 하였다

.

또한 기존의 연구들과는 다르게 가구의 분류

,

교육수준 등 모집단을 구성하고 있는 가구의 특성에 따라 분할하여 분석 을 시도함으로써 기존의 연구들과 차이점을 갖는다

.

또한 소비 지출의 양극화 정도를 파악하는데 있어 기존의 연구와는 차별 적으로 유동성 제약의 존재 여부가 소비양극화의 추정 시 편의

(bias)를 발생시킬 수 있는지도 확인하여 보았다

.

다양한 방법론

적 접근을 통하여 분석의 범위를 비내구재 지출뿐만 아니라 교 육비 지출 등으로 확장하여 최근의 추이를 확인하였다

.

또한 공 적부조를 통한 정부의 정책이 외환위기 이후의 양극화와 불균 등도의 효과에 어떠한 영향을 주었는지에 대한 정책적 시사점 을 제공하였다

.

본 연구는 본원의 설윤 박사에 의해 수행되었다

.

세미나에 토 론자로 참석하여 좋은 의견을 주신 충북대학교의 임병인 교수 와 본원의 다른 연구위원들께 감사드린다

.

또한 보고서 전반에 걸쳐 많은 조언을 주신 허찬국

,

조경엽 선임연구위원

,

연구수행

(5)

중 많은 자료수집과 정리를 맡아준 문화련 연구조원께 깊은 감 사를 표하고 있다

.

마지막으로 본 보고서의 연구내용은 저자의 개인적 견해이며 본원의 공식적인 견해가 아님을 밝혀둔다

.

2009

년

12

월 한국경제연구원 원장 김영용

(6)

목 차

요 약··· 13

Ⅰ. 서 론 ··· 19

Ⅱ. 기존 선행연구와 양극화지수 ··· 25

1. 선행 연구 ··· 27

2. 양극화지수 ··· 30

Ⅲ. 실증분석 결과 ··· 35

1. 자료 ··· 37

2. 소득과 소비의 양극화지수 ··· 42

3. 두 소득변수의 비교 ··· 48

4. 그룹별 양극화지수와 불평등지수 비교 ··· 50

4.1 모집단에 대한 지수의 분해 ··· 50

4.2 가구분류에 따른 실증분석 ··· 52

4.3 가구주의 교육수준에 따른 실증분석 ··· 59

4.4 소비요소에 대한 분석-비내구재 지출과 교육비 ··· 66 5. 추정치의 건전성 ··· 69

5.1 다른 표본과의 비교 ··· 69 5.2 소비변수에 따른 비교-유동성 제약과 관련하여 ··· 71

(7)

목 차

6. 공적부조를 통한 정부 지원의 효과 분석 ··· 78

7. 양극화지수와 거시변수와의 상관관계 ··· 81

Ⅳ. 결론 및 정책적 시사점 ··· 87

참고문헌··· 92

부 록··· 95

A1. 지니계수의 분해(decompostion)··· 97

A2. 양극화지수의 분해(decompostion)··· 99

영문초록··· 114

(8)

표 목차

<표 1> 소득과 소비구성항목-가계동향조사 ··· 40

<표 2> 기본통계량 ··· 41

<표 3> 양극화지수와 지니계수-근로소득 ··· 43

<표 4> 양극화지수와 지니계수-소비지출 ··· 46

<표 5> 양극화지수와 지니계수-가처분소득 ··· 49

<표 6> 그룹별 모집단 비율 ··· 53

<표 7> 그룹별 평균 근로소득 ··· 53

<표 8> 그룹별 양극화지수-근로소득 _{  }··· 54

<표 9> 그룹별 양극화지수-근로소득 _{  }··· 56

<표 10> 그룹별 양극화지수-소비지출 _{  }··· 57

<표 11> 그룹별 양극화지수-소비지출   ··· 58

<표 12> 교육수준별 모집단 비율 ··· 61 <표 13> 교육수준별 평균 근로소득 ··· 61 <표 14> 교육수준별 양극화지수-근로소득 _{  }··· 62

<표 15> 교육수준별 양극화지수-근로소득   ··· 63

<표 16> 교육수준별 양극화지수-소비지출   ··· 64

<표 17> 교육수준별 양극화지수-소비지출   ··· 65

<표 18> 양극화지수-가구당 평균 비내구재 소비 ··· 67 <표 19> 교육비 지출 ··· 68 <표 20> 가구당 가처분소득 ··· 69 <표 21> 가구당 소비지출 ··· 70 <표 22> 유동성 제약 그룹-소비지출 ··· 73 <표 23> 비유동성 제약 그룹-소비지출 ··· 74 <표 24> 유동성 제약그룹-소비지출의 양극화지수   ··· 76

<표 25> 비유동성 제약 그룹-소비지출의 양극화지수   · 77

(9)

표 목차

<표 26> 양극화지수: 경상소득 공적부조 포함 ··· 79

<표 27> 양극화지수: 경상소득 공적부조 미포함 ··· 80

<표 28> 회귀분석 I-소득 ··· 83

<표 29> 회귀분석 I-소비 ··· 83

<표 30> 회귀분석 II-소득 ··· 84

<표 31> 회귀분석 II-소비 ··· 85

(10)

그림 목차

<그림 1> 불균등과 양극화의 예시 ··· 30

<그림 2> 양극화지수와 지니계수의 비교-근로소득 ··· 44

<그림 3> 양극화지수와 지니계수의 비교-소비지출 ··· 46

<그림 4> 양극화지수와 지니계수의 비교-가처분소득 ··· 49

<그림 5> 그룹별 양극화지수-근로소득   ··· 54

<그림 6> 그룹별 양극화지수-근로소득   ··· 56

<그림 7> 그룹별 양극화지수-소비지출   ··· 57

<그림 8> 그룹별 양극화지수-소비지출 _{  }··· 58

<그림 9> 교육수준별 양극화지수-근로소득 _{  }··· 62

<그림 10> 교육수준별 양극화지수-근로소득 _{  }··· 63

<그림 11> 교육수준별 양극화지수-소비지출   ··· 64

<그림 12> 교육수준별 양극화지수-소비지출 _{  }··· 65

<그림 13> 양극화지수와 지니계수의 비교-가구당 평균 비내구재 소비 ··· 67

<그림 14> 교육비 지출 그래프 ··· 68 <그림 15> 가구당 가처분소득 그래프 ··· 70 <그림 16> 가구당 소비지출 그래프 ··· 70 <그림 17> 유동성 제약 그룹-소비지출 그래프 ··· 73 <그림 18> 비유동성 제약 그룹-소비지출 그래프 ··· 74 <그림 19> 유동성 제약그룹-소비지출의 양극화지수 그래프   ··· 76

<그림 20> 비유동성 제약 그룹-소비지출의 양극화지수 그래프   ··· 77

<그림 21> 양극화지수 추이: 경상소득 공적부조 포함 ··· 79

<그림 22> 양극화지수 추이: 경상소득 공적부조 미포함 ··· 80

(11)

부표 목차

<부표 A1> 근로소득의 지니계수 ··· 101

<부표 A2> 소비지출의 지니계수 ··· 102

<부표 A3> 가처분소득의 양극화지수 ··· 103

<부표 A4> 비내구재 소비의 양극화지수 ··· 104

<부표 A5> 근로소득의 지니계수 ··· 105

<부표 A6> 소비지출의 지니계수 ··· 106

<부표 A7> 가처분소득의 양극화지수 ··· 107

<부표 A8> 비내구재 소비의 양극화지수 ··· 108

<부표 A9> 가구당 경상소득 ··· 109

<부표 A10> 가구당 비내구재 소비 ··· 190

<부표 A11> 유동성 제약 그룹-소비지출의 양극화지수 ··· 101

<부표 A12> 비유동성 제약 그룹-소비지출의 양극화지수 ··· 111

<부표 A13> _의 변화에 따른 양극화지수-근로소득 ··· 112

(12)

부도 목차

<부도 A1> 근로소득의 지니계수 그래프 ··· 101

<부도 A2> 소비지출의 지니계수 ··· 102

<부도 A3> 가처분소득의 양극화지수 그래프 ··· 103

<부도 A4> 비내구재 소비의 양극화지수 그래프 ··· 104

<부도 A5> 근로소득의 지니계수 그룹별 그래프 ··· 105

<부도 A6> 소비지출의 지니계수 그룹별 그래프 ··· 106

<부도 A7> 가처분소득의 양극화지수 그룹별 그래프   ·· 107

<부도 A8> 비내구재 소비의 양극화지수 그룹별 그래프 _{  }··

108

<부도 A9> 가구당 경상소득 그래프 ··· 109

<부도 A10> 가구당 비내구재 소비 그래프 ··· 101

<부도 A11> 유동성 제약 그룹-소비지출의

양극화지수 그래프 _{  }··· 111

<부도 A12> 비유동성 제약 그룹-소비지출의

양극화지수 그래프   ··· 112

<부도 A13> 의 변화에 따른 양극화지수-근로소득 ··· 113

(13)

요 약

1. 연구의 배경 및 목적

전통적으로 소득불균등도를 나타내는 지니계수를 비롯하여 여 러 지수들에 대한 연구의 발전과 더불어 최근에는 중산층이 줄어 드는 소득의 양극화현상에 대한 관심이 늘고 있다

.

전체 평균의 차이만을 강조하는 소득불균등도와는 달리 양극화(bi-polarization) 는 평균이 부분적으로 집락화(clustering)되는 분포의 변화를 반영 한다는 점에서 불균등도와는 차이점이 있다

.

이러한 양극화의 개 념에 대한 중요성은 사회의 내재적 갈등수준을 표현하고 있다는 의미에서 중요하게 인식되었다

.

하지만 보다 면밀한 분석을 위하여 기존의 연구들에서 주로 제시한 전체적인 모집단만을 고려한 분석보다는 직업･산업에 따른 가구분류와 학력수준 등 가구의 특성에 따라 분할하여 접 근할 수 있다

.

따라서 그룹 간(group-between)의 양극화 혹은 불 균등도가 시간의 추이에 따라 다르게 진행될 것이며

,

이러한 특 성에 따른 실증분석 결과로부터 다른 시사점을 도출할 수 있다

.

또한 지금까지 대부분의 연구들은 소득양극화 혹은 불균등도 에 대한 관심이 지속되었으나 상대적으로 가계소비를 이용한 소비양극화와 불균등도에 대한 관심은 상대적으로 적었던 것이

(14)

사실이다

.

즉 소비가 소득에 비하여 좀 더 가계의 생활수준과 후생을 대표하는 더 나은 지표이며 소비가 항상소득의 좋은 대 용변수임을 주지할 필요가 있다

.

따라서 본고에서는

1994

년에서

2007

년도까지 통계청에서 발 표되는 가계동향조사를 이용하여 최근까지 발전된 양극화지수 의 추정방법을 이용하여 양극화의 심각성 여부를 확인하고

,

다 양한 방법론적 접근을 통하여 정책적 시사점을 제공하는 것을 연구의 목적으로 한다

.

2. 기존 연구와의 차별성

본 연구는 소득뿐만 아니라 소비변수를 이용하여 소비양극화 와 불균등도의 지수를 추정함으로써 소비양극화와 소득양극화 의 추이를 파악하고자 한다

.

또한 기존의 연구들과는 다르게 가 구의 분류

,

교육수준 등 모집단을 구성하고 있는 가구의 특성에 따라 분할하여 분석을 시도함으로써 기존의 연구들과 차이점을 갖는다

.

또한 소비지출의 양극화 정도를 파악하는데 있어 기존 의 연구와는 차별적으로 유동성 제약의 존재 여부가 소비양극 화의 추정 시 편의(bias)를 발생시킬 수 있는지도 확인하여 본다

.

3. 실증분석

최근 동안 심각하게 논의되고 있는 양극화 심화현상을 고찰 하기 위하여

1994

년부터

2007

년까지의 우리나라 가계동향조사

(15)

를 이용하여 양극화지수에 대해 분석하였다

.

양극화 추정은 소 득변수뿐만 아니라 소비변수를 이용하여 최근까지의 추이를 분 석하였으며 양극화지수는 직업･산업에 따른 가구 분류와 가구 주의 교육수준에 따른 그룹 간의 추정이 시도되었으며 소비변 수는 소비지출뿐만 아니라 비내구재 소비와 교육비 등으로 다 양하게 분석을 시도하였다

.

추정된 분석 결과는 다음과 같이 요 약할 수 있다

.

첫째

,

기존의 연구에서 주장된 외환위기 이후의 소득양극화의 심화현상에 반하여 본 연구에서는 소득양극화가 증가추세를 보 이긴 했으나 상대적으로 우려할 정도로 심각하지 않다는 실증 분석 결과를 도출했다

.

전체적인 결과가 근로자가구만을 대상으 로 한정하였으므로 이러한 추정결과의 건전성을 확인하기 위해

2003

년 이후의 자영업자를 포함한 확대된 표본을 고려하여 가 처분소득을 이용한 결과는 전체적인 결과와 크게 차이가 없음 을 발견하였다

.

둘째

,

기존의 연구에서는 상대적으로 중요하게 고려하지 않았 던 소비양극화에 대한 분석을 시도하였다

.

가구 소비지출을 이 용한 분석을 통하여 본 실증분석 결과는

1994

년 대비 소비지출 의 양극화 수준은 거의 변화가 없거나 양극화지수의 민감도에 따라 오히려 감소하는 추세를 보였다

.

셋째

,

가구분류에 따른 결과로부터 생산직 근로자(기능공 및 상 용노무자와 임시 및 일용노무자)와 사무직 근로자(공무원, 사무종사자) 의 소득불균등도는 존재하지만 두 그룹 간의 소득과 소비양극 화의 뚜렷한 차이를 발견할 수 없었다

.

교육수준에 따른 그룹

(16)

간 소득양극화는 일반적으로 대졸 이상의 가구의 소득양극화는 심각하지 않은 반면에 고졸 이하의 가구의 소득양극화는 최근 까지 증가하는 추세를 보였다

.

하지만 크게 두 그룹의 소비양극 화의 차이는 크지 않음을 발견했다

.

넷째

,

소비양극화 정도를 면밀히 살펴보기 위해 비내구재 소 비지출과 교육비 지출에 대한 분석을 실시하였다

.

비내구재 소 비지출의 양극화 추정결과는 소비지출을 이용한 추정결과와 상 당히 일치하는 결과를 나타냈으나 교육비 지출의 양극화 추이 는 차이점을 보였다

.

즉 교육비 지출로 본 양극화는

2006

년 들 어 심각하게 상승하였으나 오히려 교육비 지출의 소비불균등도 는 거의 변화가 없는 것으로 나타났다

.

다섯째

,

추정된 소비양극화 결과의 건전성을 확인하기 위해 추정 시 문제가 될 수 있는 유동성 제약의 문제점을 고려하였 다

.

가구의 유동자산의 비율로 정의된 비유동성 제약 그룹과 유 동성 제약 그룹으로 분할한 추정을 통하여 우려할 가능성이 존 재하는 유동성 제약 그룹에 대한 양극화의 심각성을 발견하지 못하였다

.

여섯째

,

경상소득에서 공적보조금을 포함한 변수와 포함하지 않은 변수로 구분하여 비교하고자 한다

.

이러한 분석을 정부의 지원 정책에 대한 효과를 확인할 수 있는 근거를 반영하는 것에 의미가 있다

.

공적부조가 포함된 경상소득을 이용한 추정된 지 니계수는 외환위기 이후를 기준으로 공적부조의 두 변수를 통 한 공적부조의 효과를 비교한 결과는 외환위기 이후 양극화와 불균등도를 해소하는 데 큰 영향을 주지 못하였다는 실증적 증

(17)

거를 제공하고 있다

.

회귀모형의 분석을 통하여 소비양극화지수 를 설명하기 위한 추세변수는 음(-)의 유의성을 보여 오히려 추 세에 따라 소비양극화가 감소하는 것으로 나타났다

.

이러한 결 과는 실업률을 고려한 모형에서도 유의한 결과를 이끌어냈다

.

하지만 추세에 따른 소득양극화지수를 이용한 모형은 유의하지 않은 결과를 도출했다

.

4. 결론과 정책적 시사점

결론적으로 소득과 소비양극화의 추이는 외환위기 이후로 심 화되지 않았음을 발견하였다

.

가구주의 직업･산업에 따른 분류 와 교육수준에 따른 실증분석을 통하여 소득수준과 직업의 안 정성과 대졸 이상 가구와 고졸 이하의 가구 사이에 뚜렷한 차이 점을 나타나 상대적으로 학력수준에 따른 차별성이 존재한다고 할 수 있다

.

외환위기 이후의 공적부조의 효과를 살펴본 실증분 석 결과로부터 정부의 공적부조가 양극화와 불균등도를 해소하 는 데 큰 영향을 주지 못하였다는 실증적 증거를 제공하고 있 다

.

하지만 최근 들어 전체적으로 소비양극화는 거의 변화가 없 는 것과는 대조적으로 교육비 지출을 통한 양극화가 심각하게 발전하였는데 이러한 편차를 해소하기 위한 정책적 노력이 필 요하며

,

이러한 원인을 규명하기 위하여 향후 교육비 지출의 양 극화를 해소하기 좀 더 면밀한 연구가 필요할 것이다

.

(18)

(19)

Ⅰ. 서 론

<

간지

>

(20)

(21)

전통적으로 소득불균등도를 나타내는 지니계수를 비롯하여 여러 지수들에 대한 연구의 발전과 더불어 최근에는 중산층이 줄어드는 소득의 양극화현상에 대한 관심이 증가되고 있다

.

전 체 평균의 차이만을 강조하는 소득불균등도와는 달리 양극화 (bi-polarization)는 평균이 부분적으로 집락화(clustering)되는 분포 의 변화를 반영한다는 점에서 불균등도와는 차이점이 있다

.

이 러한 양극화의 개념에 대한 중요성은 사회의 내재적 갈등수준 을 표현하고 있다는 의미에서 중요하게 인식되었다

.

Esteban and Ray

(1994)

, Wolfson

(1994)의 연구를 시작으로 하 여

D’Amvrosio

(2001)

, Dulcos, Esteban, Ray

(2004)등이 양극화지 수를 개발하고 발전시킨 대표적인 연구이다

. Dulcos, Esteban,

Ray

(2004)는 다양한 지수들 간의 상관관계를 도출하여

Wolfson

(1994)지수가 자신들이 개발한 지수의 한 가지 예임을 밝혀 주목

받았다

.

국내 문헌으로는 신동균(2005)

,

신동균･전병유⁽²⁰⁰⁵⁾

,

김용성

(2006) 등이 최근까지 발전된 소득양극화의 지표에 대해 상세히

소개하고 국내 미시자료를 이용하여 추정된 양극화지수를 통하 여 최근의 양극화의 심각성에 대해 논의한 바 있다

.

또한 이러 한 논의를 확장하여 양극화 혹은 불균등도의 추이 혹은 원인을 거시적인 관점에서 분석하거나

[

강석훈(2006)

,

민승규 외(2006)

,

안 종범･임병인･석상훈⁽²⁰⁰⁶⁾

],

분배구조의 괴리 원인을 파악하는 노력이 시도되었다

[

_{남상호･임병인}(2008)

].

하지만 보다 면밀한 분석을 위하여 기존의 연구들에서 주로 제시한 전체적인 모집단만을 고려한 분석보다는 직업･산업에

(22)

따른 가구분류와 학력수준 등 가구의 특성에 따라 분할하여 접 근할 수 있다

.

따라서 그룹 간(group-between)의 양극화 혹은 불 균등도가 시간의 추이에 따라 다르게 진행될 것이며 이러한 특 성에 따른 실증분석 결과로부터 다른 시사점을 도출할 수 있다

.

또한 지금까지 대부분의 연구들은 소득양극화 혹은 불균등도 에 대한 관심이 대부분이었으나 상대적으로 가계소비를 이용한 소비양극화와 불균등도에 대한 관심은 상대적으로 적었던 것이 사실이다

.

¹⁾ 즉 소비가 소득에 비하여 좀 더 가계의 생활수준과 후생을 대표하는 더 나은 지표이며

,

소비가 항상소득의 좋은 대 용변수임을 주지할 필요가 있다

.

따라서 본고에서는

1994

년에서

2007

년도까지 통계청에서 발 표되는 가계동향조사를 이용하여 최근까지 발전된 양극화지수 의 추정방법을 이용하여 양극화의 심각성 여부를 확인하고 다 양한 실증분석을 통하여 정책적 시사점을 제공하는 것을 연구 의 목적으로 한다

.

연구의 범위는 소득뿐만 아니라 소비변수를 이용하여 소비양 극화와 불균등도의 지수를 추정함으로써 소비와 소득양극화의 추이를 파악하고자 한다

.

또한 기존의 연구들과는 다르게 가구 의 분류

,

교육수준 등 모집단을 구성하고 있는 가구의 특성에 따라 분할하여 분석을 시도함으로써 기존의 연구들과 차이점을 갖는다

.

또한 소비지출의 양극화 정도를 파악하는 데 있어 기존 의 연구와는 차별적으로 유동성 제약의 존재 여부가 소비양극

1) 기존의 연구 중 소비를 이용한 소비양극화의 실증분석 연구로는 남상호･

임병인(2008)의 연구를 들 수 있다.

(23)

화의 추정 시 편의(bias)를 발생시킬 수 있는지도 확인하여 본다

.

본고의 다음과 같이 구성되었다

.

제Ⅱ장에서는 양극화와 관련 된 기존의 문헌들을 소개하고 양극화의 추정방법과 분석에 이 용된 자료에 대해 소개하였다

.

제Ⅲ장에서는 소득과 소비의 양 극화지수의 추정결과를 설명하고 직업･산업에 따른 가구분류와 학력수준에 따른 그룹에 대한 추정결과를 설명하였다

.

또한 소 비지출을 구성하는 비내구재 소비와 교육비 지출에 대한 분석 을 시도하였다

.

제Ⅳ장은 결론 및 정책적 시사점이다

.

(24)

(25)

Ⅱ. 기존 선행연구와 양극화지수

<

간지

>

(26)

(27)

1. 선행 연구

양극화지수에 대한 개발과 발전은

Esteban and Ray

(1994)

, Wolfson

(1994)를 시작하여

D’Amvrosio

(2001)

, Dulcos, Esteban, Ray

(2004)등이 대표적인 연구이다

. Dulcos, Esteban, Ray

(2004) 는 다양한 지수들 간의 상관관계를 도출하여

Wolfson

(1994)지수 가 자신들이 개발한 지수의 한 가지 예임을 밝혀 주목받았다

.

한편 양극화에 대한 추정방법을 상세히 소개하고 실증분석을 실시한 국내 연구로는 다음과 같은 연구들이 있다

.

_{신동균･전병} 유(2005)가

1997

년부터

2003

년까지의 노동패널자료를 이용하여 총 근로소득에 바탕을 둔 양극화지수를 추정하였다

. Dulcos, Esteban, Ray

(2004)의 개선된 양극화지수를 가구총소득을 이용하 여 추정하였는데 외환위기의

1997

년 이후에는 양극화 정도가 심화되었음을 발견하였다

.

김용성(2006)은 외환위기 이후 다양한 소득기준에 따라 분류

하여 양극화의 추이를 살펴보고 기존에 많이 이용되고 있는 다 양한 양극화지수를 중심으로 양극화의 성질에 대한 분석을 실 시하였다

.

추정된 결과는 상대적 소득불평등지수와 양극화지수 변동 추이의 차이점을 발견하지 못하였다

.

또한 저소득층과 고 소득층 간의 절대적 소득격차를 해소시키려는 정책의 실시로 인하여 성장감소 유인을 제공하여 절대적 빈곤층의 증가 가능 성을 제기하였다

.

_{유경준･김대일}(2005)은 통계청에서 발표되는

(28)

가구소비 실태조사를 통하여 소득분배의 국제비교를 분석하였 는데 측정된 지니계수는 영국과 미국보다는 낮지만 유럽의 국 가보다는 높은 수준을 나타냄을 보였다

.

신동균･신관호(2006)은 양극화지수를 통하여 본 외환위기 이 후의 양극화의 심화는 주로 비근로소득에 의해 주도되었음을 주장하였다

.

소득분포와 관련된 문제는 불균등도보다는 양극화 의 심화가 문제점임을 지적하고 중산층의 감소와 이탈현상이 존재함을 보였다

.

소득양극화 혹은 소득불균등도와 관련하여 경제성장 혹은 경 기변동과의 상관관계를 파악하는 시도를 한 연구들을 살펴보면 신동균･신관호(2006)는 양극화지수

,

실업률과 경제성장률과의 회 귀분석을 통하여 살펴본 결과 양극화가 경제성장률과는 관련이 없다는 것을 주장하였다

.

반대로 강석훈(2006)은 양극화와 소득 분배 문제의 주요 경제변수와의 상관관계를 분석한 결과로부터 일반적으로 경제침체에 따라 저소득계층에 대한 부정적인 영향 이 가장 큰 것을 확인하였다

.

또한

‘

고용 없는 성장

’

형태에 대 한 경제구조에 대한 저소득층의 문제에 대하여 여전히 경제성 장이 이러한 문제를 해결할 수 있음을 주장하였다

.

지니계수와 양극화지수의 상관계수가

0.9458

로 상당히 높음을 발견하여 양 극화심화 현상이 소득분배의 악화와 상당히 밀접한 관련이 있 음을 보였다

.

민승규 외(2006)는 도시가계자료를 이용하여

Wolfson

지수와

ER

지수를 산출하고

,

경제성장이 소득불균등도를 해소할 수 있 는 중요한 요인임을 발견하였다

.

김준영과 이광호(2004)는

198

(29)

2

_～

2002

년의 도시가계조사를 이용하여 경기변동의 충격과 소득 및 소비지출 불평등에 대한 분석을 통하여 구조적인 변화

,

동태 적 충격반응효과

,

민감도와 요인분석을 실시하였다

.

추정된 결 과를 통하여 경제위기 이후에 경기변동 충격이 불균등을 심화 시키는 것으로 나타났고

,

그러한 이유로 경제구조조정을 거치면 서 인센티브제도의 확산

,

비정규직 노동자 비중의 급증

,

지식 및 정보화 격차 등이 원인이었음을 설명하였다

.

남상호･임병인(2008)은

1995

년부터

2005

년까지의 가계조사 자 료를 이용하여

Wolfson

(1994)의 양극화지수와 지니계수를 추정 하였다

.

추정된 결과는 소득의 양극화와 불균등도가 진행되었음 을 발견하였으나 가계지출과 소비지출의 불균등도는 개선되었 음을 발견하였다

.

외국의 문헌들 가운데

Culter and Katz

(1992)는 미국의

Current

Population Survey

(CPS)와

Consumer Expenditure Surveys

(CEX) 로부터 각각 소득과 소비 자료를 이용하여

1980

년대의 미국의 소득과 소비의 추이를 파악하였으며 소비불균등도가 소득불균 등도에 비해 낮음을 발견하였다

.

또한 소득과 소비의 빈곤율을 나이

,

가구주의 성별

,

인종

,

교육수준 등의 가구 특성 요인들을 고려하여 분석하였다

. Dollar and Kraay

(2002)는 하위

20%

의 소 득 증가는 평균 소득의 증가로부터 기인함을 보였으며 경제성 장이 빈곤을 완화시킬 수 있음을 주장하였다

. Norton

(2002)은 경제성장이 전체적인 소득 계층의 삶을 개선시킬 수 있음을 보 였다

.

(30)

2. 양극화지수

본 절에서는 최근에 많이 발전된 양극화지수에 대하여 논의 하고자 한다

.

전통적인 소득불균등도를 나타내는 지니계수는 일반적인 중 산층으로 쇠퇴현상을 반영하는 분포의 변동을 반영하지 못하는 단점을 내포하고 있다

.

이러한 단점을 보완하기 위해 양극화란 개념으로 발전시킨 연구들이

Wolfson

(1994)과

Esteban and Ray

(1994) 등에 의해 수행되었다

.

다음의 그림은 양극화를 설명하기

위한 좋은 예이다

.

<그림 1> 불균등과 양극화의 예시

<

그림

1>

의 왼편에서 보이는 바와 같이

a, c, d

와

f

의 네 개 의 일양분포(uniform distribution)의 소득수준을 가정하자

.

소득재 분배를 통하여

a

와

c

사이에

b

의 소득수준으로

d

와

f

사이의

e

의 소득수준으로 바뀌어졌다면 소득의 불균등도는 감소하였다

.

(31)

하지만 소득재분배 이후의 소득분포의 형태는 집락화(clustering) 되었으며 양극화의 형태로 바뀌었음을 확인할 수 있다

.

양극화지수의 본격적인 연구는

Esteban and Ray

(1994)의 연구 를 중심으로 설명하면 보편적인 양극화에 대한 측정은 두 가지 의 중요한 요소들로 구성되어 있는데

,

이는 이질성(alienation)과 동질성(identification)이다

.

소득의 작은 범위 안에서 주어진 그룹 의 모집단의 집중도가 커질수록 그룹 구성원의 동질성은 더욱 더 커지기 마련이다

.

다른 한편으로 두 개인 사이의 소득의 부 조화가 커질수록 그들이 느끼는 이질성은 더욱 더 커질 것이다

.

두 그룹이 서로 동질성이 커지고 평균 소득에 더욱 멀어질 때 사회구성원은 이러한 분명한 격차(gap)에 좌절감을 느낄 수 있 다

.

이와 같이 불균등도와는 다르게 양극화지수는 소위 유효반 감(effective antagonism)이라 불리는 것을 형성하는 이질성과 동질 성 사이의 상호작용에 대하여 부분 민감도(local sensitivity)에 의 해 특성화된다

.

양극화간 양극화지수 값들의 비교를 위하여 일 반적으로 양극화 공리들(axioms)혹은 바람직한 특성들을 만족시 켜야 함을 보였다

.

따라서 다음과 같이 얼마나 극화되어 있는지 에 대한 정도는 개인의 동질성과 이질성을 고려한 반감의 합으 로 이루어진다

.

      ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^ ^{} ^ ^ ^  (1)

따라서 함수

T

를 구성하고 있는 와  를 구체적 으로 구하기 위하여 유효반감의 함수형태를 확정할 필요가 있

(32)

다

. Esteban and Ray

(1994)(이하 ER)는 소득



^{인 개인이 소}

득



인 개인에 대하여 두 소득의 차이인   에 의해 동질성 이 결정된다는 것을 가정하였다

.

따라서 동질성을 나타내는 함 수의 형태는 다음과 같다

.

     

∈     

     (2)

여기서 소득



의 범위는     을 만족하며    ≥  는 두 개인 간의 동질성이 영(0)인 동질성이 없는 관계를 의미 한다

.

절대값   의 값이 증가할수록



의 동질성의 함수는 감소한다

.

다음은 이질성의 형태를 표현한 것이다

.

         (3)

따라서 이질성과 동질성의 곱의 형태로 가정하고 동질화에 대한 지수의 민감성(sensitivity)을 나타내는 모수



^{를 고려한}

형태는 다음과 같이 표현할 수 있다

.

            

^

  (4)

Duclos, Esteban and Ray

(2004)(이하 DER)의 양극화지수는 공 리적 접근을 바탕으로 배타적으로 도출하고 이질성 부분을 설 명하기 위한 지니계수의 함수적 형태와 밀접한 함수적 형태를 가지고 설명하였다

.

확률변수 소득



^{가 폐구간}

[a, b]

에서 평 균소득을

1

이 되도록 정규화 하였을 때

,

확률밀도함수



^는

ⁿ

^개

(33)

의 극점(spike)을 가지는



로서 표시할 수 있다

.

  

_



_



_

 

_



_

 

_



_

 (5)

여기서



_^{는 소득}

^x

^{가 구간}



에 속할 확률을 말하며



_^{는 구}

간



의 조건부 평균값을 나타낸다

.

이러한 차이는 동질성과 이 질성의 상호작용의 구조와 관련되며 이질성과 동질성 요인들 사이의 지수의 민감성을 위한 최적의 거래를 가지기 위한 식으 로 도출되었다

.

가장 간단한 대수적 형태로 표현한

ER

지수는 다음과 같이 정의할 수 있다

.

   

_



_

^

^^{  }

^

^

^

^

^{ }

^

 (6)

Duclos, Esteban and Ray

(2004)는 단순한

ER

지수의 문제점을 개선하기 위해 소득분포를

n

개의 극점 구분 시 발생할 수 있는 양극화지수의 오차를 고려한 다음과 같은 일종의 개선된 양극 화지수로 표현할 수 있다

.

       (7)

여기서 는 오차  의 조정계수이다

.

(34)

(35)

Ⅲ. 실증분석 결과

<

간지

>

(36)

(37)

1. 자료

실증분석을 위한 양극화 혹은 불균등도지수를 추정하기 위한 대표적인 자료로는 통계청에서 조사되는 󰡔가계동향조사󰡕와 한 국노동연구원에서 조사되는 󰡔한국노동패널󰡕 자료가 있다

.

󰡔가계동향조사󰡕는

2002

년 이전까지 조사대상을 도시가계만 한정하여 󰡔도시가계조사󰡕로 명명되었으나 그 이후 도시에서 전 국으로 조사범위가 확대된 것이다

. 2002

년까지 조사된 󰡔도시가 계조사󰡕는 전국

72

개 도시에 거주하는 근로자가구를 모집단으 로 하고 있으며

,

단독가구 및 외국인 가구가 제외되었다

.

특히 자영업자와 실업가구 또한 조사대상이지만 소득정보를 제공하 지 않고 있다

. 2003

년부터 실시된 󰡔가계동향조사󰡕는 전국으로 범위가 확대되어 통계의 대표성 문제가 많이 개선되었다

. 2003

년에는 대표도가

75.6%

로 향상되고 단계적으로 농어촌경제조사 와 가계조사와 접속하고

, 1

인가구의 특성 자료를 보완하여 우리 나라의 대표적인 가구소비조사로 발전하였다

[

유경준(2007)

].

다른 대표적인 가계조사자료인 한국노동연구원의 󰡔한국노동 패널󰡕은

1997

년부터 조사된 가계조사로 패널형태를 유지하고 있는 장점이 있으나 빈도가 연도별 자료로 측정오차(measurement error)²⁾의 존재로 인해 양극화지수의 추정에 편의가 발생할 수

2) Runkle(1991)은 미국 자료인 PSID가 상당히 큰 측정오차를 포함하고 있 음을 밝힌 바 있다. PSID는 1968년부터 조사된 미국의 대표적인 노동패

(38)

있다

.

모든 실증분석에서 자료의 중요성과 신뢰성은 강조해도 지나 침이 없으며 자료의 선택에 따라 동일한 모형을 분석하더라도 실증분석의 결과가 달라질 수 있다

.

강석훈(2006)은 통상적인 소 득양극화지수의 추정에 대한 정확한 통계적 사실의 중요성을 부각하고 통계청에서 발표되는 도시가계조사가 가구소득을 시 계열적으로 분석할 수 있는 유일한 자료임을 주장하였다

.

따라서 본 연구는 소득과 소비변수의 장점이 있다고 판단되 는

1994

년부터

2002

년까지의 󰡔도시가계조사󰡕와

2003

년부터

2007

년까지의 󰡔가계동향조사󰡕의 최근 자료를 이용하였다

.

하지만

,

분석 대상이 근로자만의 가구를 대상으로 하기 때문에 전체 가구 의 양극화지수와 비교했을 때 추정치가 과소추정치(under-estimate) 가 될 수 있는 한계점이 있다

.

이러한 단점을 보완하기 위하여

2003

_～

2007

년의 자영업을 포함한 가처분소득과 경상소득 자료 를 이용하여 양극화지수를 추정하여 동일한 기간에 대한 근로 자 가구만을 고려한 결과와 비교하였다

.

<

표

1>

은 󰡔가계동향조사󰡕를 구성하고 있는 소득변수와 소비 변수에 대해 설명이다

.

근로소득은 가구주 근로소득과 나머지 가구원의 근로소득을 포함한 총 근로소득의 합이며

,

가처분소득 은 총소득에서 비경상지출을 뺀 나머지를 말한다

.

소비 변수는 내구재

,

비내구재

,

그리고 교육비 등을 포함한 소비지출과 음식 비

,

피복비

,

교통･통신비를 포함한 비내구재 지출로 나누어진다

.

널이며 연도별 자료이다.

(39)

본 연구에서 이용하고자 하는 소득변수로는 근로소득과 가처 분소득

,

소비변수로는 소비지출

,

비내구재 소비지출의 변수를 이용하였다

.

근로소득은 양극화가 구조적인 현상에 의해 발생된 다는 점에서 노동시장 여건을 잘 반영할 수 있을 것으로 예상할 수 있으며

,

가처분소득은 가구의 전체 소득을 반영할 수 있다는 장점을 내포하고 있다

.

또한 소비변수를 이용한 양극화지수의 추정은 가구의 소비지출과 가구소비 문헌에서 주로 이용하는 비내구재 소비지출을 이용하였다

.

가구주의 직업･산업에 따른 가구분류의 구분에 따라 크게 근 로소득자와 자영업자로 구분되어진다

.

본 연구에서는 근로소득 이용 시 자영업자를 뺀 그룹인 근로소득자만을 고려하여 분석 하였다

.

이러한 근로소득자 그룹은 크게 네 개의 그룹으로 구분 되는데

1)

공무원

, 2)

사무종사자의 사무직 근로자 그룹

, 3)

기 능공 및 상용노무자

, 4)

임시 및 일용노무자의 생산직 근로자 그룹으로 나뉜다(이하 각각 그룹1-그룹4)

.

본 연구에서는 전체 모집 단에 대한 양극화지수를 추정하고 좀 더 구체적으로 이러한 네 개의 하위그룹으로 그룹 간의 양극화지수를 비교･분석하고자 한다

.

<

표

2>

는 본 연구에서 이용된 소득과 소비변수의 기본통계 량이다

. 1994

년부터

2007

년까지의 평균 가구 수는

4,383

가구이 며

2003

년부터 전국 가구로 확대된 이후에는 평균

5,000

이상 의 근로자 가구가 조사되어 표본가구의 수가 증가하였다

.

근로 소득은 외환위기 직후인

1998

년을 제외하고 매년 꾸준히 증가 하여

2007

년의 평균은

302

만 원이며

,

가처분소득 또한

2007

년

(40)

<표 1> 소득과 소비구성항목-가계동향조사

소득

비경상소득

경조소득 퇴직금 및 연금일시금 기타 비경상소득

경상소득

근로소득

가구주소득 배우자소득 기타가구원소득 사업 및 부업소득

재산소득

이전소득

사적 사적이전

공적

공적연금 기타 사회보장 수혜

지출

가계지출

소비지출 식료품, 주거 광열 및 수도 가구집기 가사용품 피복 및 신발 보건의료 교육 교양 교통･^통신 비소비지출 조세

퇴직금 및 사회보험료 이자지급, 부담금 송금 및 보조

기타지출

자산증가

저축, 저축성 보험 유가증권, 부동산, 기타 재산구입 부채감소 주택관계 빌린 돈

상환

월말현금 잔고

전세평가액 보증부월세 평가액 자가평가액 자료: 통계청 󰡔가계동향조사󰡕

(41)

<표 2> 기본통계량

연도 가구 수 근로소득 가처분소득 소비지출 비내구재 소비 1994 4,023 1,357,566 1,454,828 1,050,005 792,430 1995 4,032 1,541,112 1,637,020 1,173,133 883,300 1996 3,935 1,729,573 1,839,997 1,327,074 993,928 1997 3,576 1,824,423 1,945,750 1,392,463 1,046,211 1998 3,731 1,681,581 1,758,690 1,247,403 966,262 1999 3,590 1,711,259 1,804,120 1,396,438 1,058,848 2000 3,467 1,853,746 1,988,609 1,542,328 1,159,899 2001 3,340 2,064,105 2,183,076 1,669,997 1,262,372 2002 3,095 2,243,342 2,343,126 1,762,222 1,320,899 2003 5,161 2,453,222 2,501,227 1,868,407 1,408,814 2004 5,053 2,616,974 2,654,532 1,994,959 1,501,495 2005 5,975 2,763,526 2,845,336 2,105,862 1,581,051 2006 5,867 2,845,597 2,901,976 2,171,025 1,614,181 2007 6,511 3,022,323 3,070,129 2,272,221 1,673,936 평균 4,383 2,122,025 2,209,173 1,640,967 1,233,116 주: 변수는 명목변수이며 (비내구재 소비=음식비+기타소비지출+교통･통신비+교

양･오락비+피복비+광열 및 수도)이며, 또한 교통･통신비와 교양･오락비 중 용품에 대한 비용은 내구재 성격을 가지고 있으므로 산정에서 제외하였다.

307

만 원이다

.

³⁾ 소비지출과 비내구재 소비지출은 전체 표본의 평균이 각각

164

만 원과

123

만 원을 나타났다

.

자료의 일관성을 유지하기 위해

2006

년부터 포함된

1

인가구를 제외하였다

.

⁴⁾

3) 예를 들어 2005년 통계청에서 발표된 근로소득의 평균은 275만8,989원으 로 본 연구에서 계산된 평균값과 거의 동일하다.

4) 1인가구를 포함한 2006년 평균은 267만 원으로 나타났다.

(42)

2. 소득과 소비의 양극화지수

본 연구에서는 소득과 소비변수를 이용한 소득 및 소비양극화 의 지수를 추정하고 동일한 기간에 대하여 소득과 소비의 지니계 수를 추정함으로써 불균등도의 정도를 파악하는 데 목적을 둔다

.

양극화지수는 양극화지수의 민감도를 나타내는



^{의 값에 따}

라 다르게 추정될 수 있으며



값은 모든 값에 대하여 자유롭게 변할 수 없다

. Esteban and Ray

(1994)는



^{의 값이}

⁰

≤  ≤

1.6

의 범위에서 만족해야 한다는 것을 보였으며

Duclos, Esteban, and Ray

(2004)는 여러 나라의 실증분석을 통하여 살펴본 결과



^{의 값이}

Esteban and Ray

(1994)가 제안한 범 위보다 작은

0.25

≤  ≤

1.0

의 범위에서 선택될 수 있음을 보 였다

.

개인 간의 동질성을 고려하지 않는 경우인  

0

일 때 양 극화지수는 지니계수가 동일하게 된다

. 

의 값에 따라 추정된 결과가 민감하게 바뀔 수 있는 여지가 충분하지만 본고에서는



의 값을  

0.5

와  

1.0

에 대하여 비교･분석하는 것은 합 리적인 선택이라 판단된다

.

⁵⁾ 한국노동패널을 이용한 신동균･전 병유(2005)는 각각  

1.0,

 

1.3,

_{그리고  }

1.6

에 대해 분석하였는데 본 연구의  

1.0

에 대한 추정치와 비교 가능할 것이다

.

5) 추정치의 건전성을 확인하기 위하여 <부록>에서 의 변화에 따른 소득변수를 이용한 양극화지수를 추정한 결과를 나타내었다. 의 변화에 대하여 지수의 값의 차이가 0.06정도의 차이를 보였다.

(43)

먼저

<

표

3>

은 평균 가구당 근로소득을 이용한 추정결과와 지니계수에 대한 결과이다

.



=1.0

에 대한 추정치는

1994

년에

0.1470

을 기록하고 꾸준히 상승하여

2007

년에

0.1511

을 기 록하였다

.



=0.5

에 대한 추정된 양극화지수는

1994

년의

0.1866

을 기록하고

2007

년에

0.2116

을 기록하였다

.

두 개의 다른 로부터

2007

년도까지 지속적으로 상승하고 있는 추세지 만 증가율의 폭은 크지 않다

.

외환위기 이후의 추이를 보더라도 외환위기 이후에 양극화의 정도가 심각해졌다는 기존의 연구의 결과와는 일치하지 않는다

.

소득불균등도를 나타내는 지니계수를 살펴보면

1997

년 외환 위기를 겪으면서 약간 상승했던 지수의 값이

2003

년 이후로 상 승폭이 커지고 있음을 알 수 있다

.

추정된 지니계수의 값은

1994

년에

0.2719

이고

2007

년의

0.3347

의 값을 나타내고 있다

.

<표 3> 양극화지수와 지니계수-근로소득

(44)

구 분 =0.5 =1.0 지니계수

1994 0.1866 0.1470 0.2719 1995 0.1876 0.1466 0.2741 1996 0.1906 0.1485 0.2789 1997 0.1892 0.1475 0.2749 1998 0.1973 0.1486 0.2978 1999 0.2013 0.1497 0.3056 2000 0.1999 0.1500 0.3031 2001 0.2027 0.1522 0.3062 2002 0.2031 0.1521 0.3077 2003 0.2041 0.1490 0.3195 2004 0.2089 0.1505 0.3303 2005 0.2108 0.1515 0.3340 2006 0.2112 0.1512 0.3329 2007 0.2116 0.1511 0.3347

(45)

<그림 2> 양극화지수와 지니계수의 비교-근로소득

이러한 결과가 의미하는 바는 외환위기 이후 제기된 양극화 의 심각성은 소득불균등도의 문제가 아닌 양극화의 심각성에 기인하였다는 기존의 주장과는 상당한 차이가 있다

.

⁶⁾ 즉 외환 위기 이후의 동일한 기간에 대하여   의 추정결과는

1997

년에

0.1475

로부터

2003

년에

0.1490

으로 거의 변화가 없었다

.

  에 대한 결과를 보더라도

1997

년을 기준으로

7.9%

의 증가율에 그치고 있다

.

<

그림

2>

는

1994

년을 기준 연도로 하여

1994

년 대비

2007

년 까지의 추세를 표현한 것이다

.

이러한 비교는 추정된 세 개의 지수를 한 그림에서 비교함으로써 좀 더 명확한 추이를 파악할 수 있는 장점이 있다

. <

그림

2>

에서 보이는 바와 같이 두 개의

6) 신동균(2006)은 한국노동패널(KLISP) 자료의 가구총소득을 이용한 개선된 양극화지수는 1997년의 0.1045와 2003년의 0.1750의 값을 보여 소득분포 의 양극화가 심각해졌음을 주장한 바 있다. 이는 1997년도 대비 2003년 도는 67%의 증가율을 기록하고 근로소득을 이용한 결과도 30% 정도의 상승폭을 기록하였음을 의미한다.

(46)

다른 값에 대하여 추정된 양극화지수의 추세는 지속적인 상승 세를 보였지만 전체적으로 크게 우려할 만한 수준은 아니라는 것으로 해석할 수 있다

.

소비지출을 이용한 소비양극화와 소비불균등도를 살펴보자

.

양극화지수와 지니계수의 추정결과는 소득변수를 이용한 결과 와는 상당히 다른 결과를 보이고 있다

.

기본 통계량의 결과에서 보는 바와 같이

1994

년부터 소비지출은 꾸준히 증가하는 추세 를 보였으나 두 양극화지수의 추정결과는 오히려 감소하는 추 세를 보였다가

2001

년을 저점으로 서서히 증가하는 추세를 보 이고 있다

.



=1.0

의 결과는

1994

년의

0.1614

로부터

2007

년 의

0.1542

를 기록하고 

=0.5

의 소비양극화지수는

1994

년의

0.1922

에서

2007

년에는

0.1910

을 기록하여 동일한 패턴을 보였다

.

한편 지니계수는

1994

년에

0.2736

을 기록한 이래 증 가와 감소를 반복하다가 양극화지수와 마찬가지로

2001

년을 저점으로 지속적으로 증가하는 추세를 보이고 있다

.

<

그림

3>

에서 보는 바와 같이 소비양극화지수는

1994

년 대비 각각   과   에 대해 감소율을 기록하였고

,

지니계 수는

1994

년과 대비 약

1.8%

의 증가율을 기록하였다

.

전체적으로 소득양극화의 정도가 완만히 상승하였으나 그리 심각한 수준은 아닌 것으로 나타났으며

,

또한 소비양극화는 지 속적으로 하락하는 추세를 보였다

.

지니계수를 통한 소득의 불 균등도는 지속적으로 심화되고 있는 기존의 연구와는 동일한 결론을 얻었으나 소비불균등도는 전체 표본에 대하여 심각하지 않다는 결과를 도출하였다

.

이러한 결과의 원인으로

1994

년 이

(47)

래로 빈곤층과 상류층 간의 격차가 오랫동안 지속되었음을 반 증하는 것일 가능성이 존재한다

.

이와 같은 예로 빈곤층은

1994

년

8.6%

를 기록한 이래로

2007

년의

14.4%

를 기록하여 꾸준히

<표 4> 양극화지수와 지니계수-소비지출

구 분 =0.5 =1.0 지니계수

1994 0.1922 0.1614 0.2736 1995 0.1895 0.1598 0.2684 1996 0.1927 0.1621 0.2762 1997 0.1865 0.1570 0.2626 1998 0.1886 0.1554 0.2709 1999 0.1889 0.1549 0.2708 2000 0.1867 0.1538 0.2661 2001 0.1847 0.1531 0.2603 2002 0.1864 0.1544 0.2635 2003 0.1862 0.1520 0.2664 2004 0.1868 0.1539 0.2675 2005 0.1893 0.1545 0.2745 2006 0.1903 0.1533 0.2764 2007 0.1910 0.1542 0.2782

<그림 3> 양극화지수와 지니계수의 비교-소비지출

(48)

증가하였으며 상류층은

1994

년의

18.0%

이래로 꾸준히 증가하 여

2007

년에는

22.9%

를 기록하였다

[

유경준

(2008)].

⁷⁾

두 개의 그림을 통하여 본 양극화와 불균등도의 상관성의 추 이는 마지막 표본인

2007

년도까지 상당히 유사한 것으로 나타 났으나 소득양극화(=1.0 기준)와 불균등도의 상관관계는

1997

년 외환위기 이후로는 추이가 차이가 있음을 나타내고 있 다

.

또한 주목해야 할 점은 의 변화에 따라 추정된 양극화지 수의 차이가 크다는 것이다

.

즉 값이 작아질수록 지니계수와 의 상관관계는 커지나 값이 커질수록 지니계수와의 상관관계 는 작아짐을 확인하였다

.

7) 중위소득을 기준으로 50% 미만인 경우는 빈곤층이며, 150% 이상은 상류 층으로 정의함.

(49)

3. 두 소득변수의 비교

신동균(2005)의 연구는 총 가구소득을 이용한 소득양극화의

심각성의 원인이 근로소득이라기보다 주로 비근로소득으로부터 기인하였다는 결과를 제시하였다

.

두 개의 가계소득을 대표하는 소득변수인 근로소득과 가처분소득을 이용한 추정 결과의 비교 를 통하여 근로소득을 이용한 결과와 자산소득 혹은 다른 소득 을 고려한 결과에 차이가 있는지 살펴보고자 한다

.

<

표

5>

은 가처분소득을 이용한 결과이다

.



=0.5

에 대한 결과는

1994

년의

0.1818

로부터

2007

년의

0.2002

로 지속적 으로 상승하는 추세를 보이나 증가율의 크기가 크지 않다

.



=1.0

에 대한 결과는 마찬가지로

2000

년도를 기준으로 약간의 상승과 하락을 거듭하며 거의 변화가 없었다

.

가처분소득을 이 용한 지니계수의 추정치는

1994

년의

0.2563

을 기록하고

2007

년에는

0.3056

으로 나타나 지속적으로 상승하는 추세를 보였으며 추정된 지수의 크기를 비교했을 때 근로소득을 이용 한 결과와는 차이가 없었다

. <

그림

4>

는

1994

년을 기준 연도 로 하여

2007

년까지의 추세를 표현한 것이며 근로소득을 이용 한 결과와는 거의 차이가 없음을 알 수 있다

.

전체적으로 두 개의 다른 소득변수에 대한 결과가 의미하는 바 는



의 값에 따라 약간 차이가 있었으며   에 따른 결과를 보더라도 외환위기 직후 약간의 상승요인이 있었으나 그 후에

(50)

양극화가 심화되었다는 사실을 발견하기가 어렵다

.

가처분소득을 이용한 양극화지수의 추정치가 설명하는 바는 근로소득 이외의 다른 소득이 양극화 심화현상의 존재 가능성을 설명할 수 없다

.

<표 5> 양극화지수와 지니계수-가처분소득

구 분 =0.5 =1.0 지니계수

1994 0.1818 0.1498 0.2563 1995 0.1822 0.1490 0.2571 1996 0.1864 0.1513 0.2667 1997 0.1824 0.1470 0.2584 1998 0.1934 0.1528 0.2894 1999 0.1939 0.1515 0.2891 2000 0.1965 0.1563 0.2937 2001 0.1942 0.1552 0.2863 2002 0.1932 0.1525 0.2840 2003 0.1961 0.1525 0.2949 2004 0.1968 0.1514 0.2969 2005 0.2000 0.1537 0.3068 2006 0.1979 0.1509 0.2999 2007 0.2002 0.1528 0.3056

<그림 4> 양극화지수와 지니계수의 비교-가처분소득

(51)

4. 그룹별 양극화지수와 불평등지수 비교

4.1 모집단에 대한 지수의 분해

지금까지 모집단의 한 그룹을 중심으로 분석을 수행하였다

.

하지만 모집단은 다양한 가구들의 형태로 구성되어 있기 때문 에 모집단을 구성하고 있는 가구의 직업형태

,

교육수준

,

나이 등의 여러 가지 하위그룹에 의한 분해(decompostion)의 분석이 가능하다

.

따라서 그룹 구성요소에 의한 양극화지수에 대한 연 구는 다음과 같은 질문들을 통해 접근할 수 있다

.

① 어떻게 모집단 그룹들이 전체 양극화에 공헌할 수 있는가

?

② 어떻게 모집단 그룹들이 양극화를 설명할 수 있는가

?

③ 각 모집단 그룹을 도출하는 분포의 주요 형식은 무엇인가

?

예를 들어 첫 번째 질문에 대하여 만약 모든 그룹이 소득에 대해 동일한 분포를 가지지만 모집단의 크기에 따라 다르다고 가정한다면 각 그룹의 상대적 공헌도는 그들의 모집단의 몫에 단순히 의존해야 한다

.

두 번째 질문에 대하여 만약 소득의 중 복되는 부분이 없다고 가정하면 기존의 그룹들은 분포의 다른 부분을 잘 나타낸다

.

⁸⁾ 이러한 경우 평균 임금과 모집단의 몫에 의해 그룹은 소득 분포를 재생산할 수 있다

.

세 번째 질문에 대 8) Gradin(2000)은 일반화된 ER지수(1999)를 이용하여 어떻게 모집단 그룹이

소득분포 안에서 양극화를 재생산하는지 평가할 수 있는 지수를 제안했다.