대졸 청년실업, 대졸자 자신에게는 문제 없는가

대졸 청년실업, 대졸자 자신에게는 문제 없는가

박 성 준

한국 경제 연구 원

<차 례>

요약 ··· ⅲ

Ⅰ. 서론 ··· 1

II. 노동시장에서의 청년층 수급현황 ··· 7

1. 양적(quantity) 수급현황 ··· 9

2. 질적(quality) 수급현황 ··· 11

III. 졸업 후 미취업기간 분석 ··· 15

1. 자료 ··· 18

2. 미취업기간 분포 ··· 21

3. 계량분석 ··· 24

IV. 첫 직장의 근속기간 분석 ··· 27

1. 기초통계 ··· 29

2. 취업기간 분포 ··· 31

3. 계량분석 ··· 33

V. 요약 및 결론 ··· 37

<참고문헌>··· 43

<표·그림 차례>

<표 I-1> 청년층 경제활동현황 ··· 4

<표 II-1> 청년층 취업자 비중의 변화 ··· 9

<표 II-2> 연령별 노동수요의 변화 ··· 11

<표 III-1> 기초통계 ··· 19

<표 III-2> 미취업기간 분포 ··· 23

<표 III-3> 계량분석 ··· 25

<표 IV-1> 첫 직장 취업자 기초통계 ··· 30

<표 IV-2> 첫 직장 취업기간 분포 ··· 32

<표 IV-3> 계량분석 ··· 35

<그림 I-1> 청년층 실업률 추이 ··· 3

<그림 II-1> 학교별 졸업자 추이 ··· 11

<그림 II-2> 대졸자 노동력 수급 비교 ··· 13

<그림 III-1> 희망임금과 실제임금과의 비교 ··· 21

요 약

고학력 청년층의 취업난은 일자리가 없기 때문이고 따라서 일자리 창출만이 해법이라는 것이 하나의 정석으로 받아들여지고 있다. 따라 서 무턱대고 일자리만 만든다고 해결될까? 일자리를 차려놓아도 고학 력 청년층 본인이 싫으면 공염불이 되지 않을까? 본 연구는 고학력 실 업에는 이들도 일조하고 있지는 않는지에 의구심의 발로이다. 그 결과 이들의 눈높이가 여전히 높고 특히 해가 갈수록 높아만 가는 웬만한 일자리에는 취업도 하지 않음으로 실업이 장기화되고 또한 설혹 일자 리를 갖는다고 해도 쉽게 자발적으로 그만두는 경향이 크다는 점이다.

첫 일자리 취업까지의 기간이 장기화되고 또한 일자리를 쉽사리 그만 두니 자연 실업률이 높아질 수밖에 없다. 따라서 일자리 창출이라 해 도 아무런 일자리가 아니라 그들의 구미에 맞는 일자리 창출이 중요하 지만 이에 못지않게 이들의 눈높이 조절이 절실하다고 본다.

Ⅰ. 서 론

I. 서론

한때 ‘이태백’(20대 태반이 백수) ‘이구백’(20대 90%가 백수) 또는 ‘청백전’(청 년백수전성시대)이라는 신조어가 생길 정도로 청년실업문제는 매우 심각하였다.

그러나 최근 통계청의 자료에 의하면 청년 실업률이 지난해에 비해 다소 수그 러졌고 특히 노동법·제도 선진화 방안 및 비정규 근로자 보호법을 둘러싼 노정 간의 갈등 그리고 양극화 등 다른 노동현안으로 잊히고 있는 듯하다. 그러나 청 년실업률은 <그림 I-1>에서 보다시피 여전히 높은 수준이며 잠재된 실업까지 합 하면 (대학 졸업자의 경우) 4명당 1명꼴로 백수생활을 하는 등 타 연령대에 비 해 매우 높은 수준이다.

<그림 I-1> 청년층 실업률 추이

(단위: %)

0 2 4 6 8 1 0 1 2 1 4

1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007.8

전체 실업률 청년실업률

자료: 통계청, 『경제활동인구조사』

물론 일반적으로 청년층은 아직 직장탐색(job-shopping), 또는 직무경험으로 여러 일자리를 경험하여 자신에게 적합한 일자리를 찾아가는 단계에 있기 때문 에 취업과 실직이 매우 빈번하여 청년층의 상대적 고실업은 노동시장에서 인적 자원배분의 효율성을 제고하기 위한 적극적 구직단계를 반영한다고도 볼 수 있

다¹⁾. 그러나 문제시되는 점은 직업탐색과정에서 발생하는 고실업이 아니라는 점 이다.

<표 I-1>에서 보는 바와 같이 적극적 구직활동을 하지 않아 실업자로 분류되 지는 않지만 취업 준비를 하는 ‘청년층 비경제활동인구’(369천 명)까지 포함하면 699천 명으로 100중 7.2명꼴로 증가하고 이에 별다른 이유 없이 ‘쉬고 있다’는 청년들도 16만8천 명에 달하고 있는데, 이들 모두를 광의의 취업애로계층이라고 한다면 그 숫자는 86만7천 명으로 15~29세 인구의 8.9%에 달하고 있다. 따라서 보다 정확히 청년실업의 심각성을 보기 위해서는 비경제활동인구에 포함되어 실업률에는 잡히지 않는 잠재 실업자까지 고려하여야 한다.

전체

규모 (비중)

취업자 4,292 (43.6)

실업자(A) 330 (3.4)

비경제활동인구 5,213 (53.0)

취업준비 (B) 369 (3.8)

유휴(C) 168 (1.7)

기타(가사․육아 등) 918 (9.3)

재학 3,758 (38.2)

생산가능인구 9,835 (100.0)

협의의 취업애로계층 = A + B 699 (7.2)

광의의 취업애로계층 = A + B + C 867 (8.9)

<표 I-1> 청년층 경제활동현황

(단위: 천 명, %)

자료: 통계청, 『경제활동인구조사』, 2006. 5.

본 연구는 이와 같이 심각한 청년실업문제의 원인을 규명하고 그 타개책을 모 색하는 데 그 목적이 있다. 그러나 본 연구는 청년실업의 원인을 주로 수요측면 에서만 살펴본 기존의 연구들과는 달리 청년 자신들에는 문제가 없지는 않은 지를 살펴보고자 한다. 이를 위해 본 연구는 먼저 II장에서는 노동시장에서 실 제 청년층의 일자리가 절대적으로 부족한지를 살피기로 한다. III장과 IV장에서 1) 그러나 청년실업의 장기화는 이들의 인적자본이 사장되어 우리나라 경제에 심각하고 장기적인

부정적 영향을 미칠 가능성이 높다는 것은 물론 건전한 근로 의욕의 상실로 사회적 일탈행동 과 범죄가 발생하는 등 사회적 불안 요인으로도 작용할 우려마저 있다는 데 있다.

는 청년층 실업의 특징인 첫 직장에의 취업의 어려움과 직장의 불안정성의 원 인을 분석하고자 한다. 이를 위해 실업률을 실업으로의 진입률(s)과 평균실업기 간(D)으로 나누어 청년층의 졸업 후 첫 일자리를 찾는 데 걸리는 평균소요 기 간(D)을 살피고 또한 첫 일자리의 유지기간(역으로 실업으로의 진입률(s))을 보 기로 한다. 그리고 마지막 장을 결론 및 대책 그리고 향후 연구 방향에 할애하 기로 한다.

Ⅱ. 노동시장에서의

청년층 수급현황

II. 노동시장에서의 청년층 수급현황

1. 양적(quan tity) 수급현황

우리나라는 이미 출생률 저하로 인해 인구규모의 변화 및 경제활동참가율의 변화가 나타나고 있다. <표 II-1>에서 보는 바와 같이 청년층의 인구규모는 물 론 노동공급마저 감소하고 있는 것으로 나타나고 있다. 우선 청년층 인구는 1996～2006년 사이에 무려 2,516천 명이 감소하였고 또한 경제활동 인구도 동기 간에 1,071천 명이 감소하였다.

<표 Ⅱ-1> 청년층 취업자 비중의 변화

(단위: 천 명, %)

　 1996

(C) 1998 2000 2002 2004 2006

(D) 증감 (D-C) 취업자(A) 5,421 4,733 4,879 4799 4578.2 4,270 -1,151

실업자 264 655 402 341 391 344 80

경제활동인구 5,685 5,388 5,281 5140 4969.2 4,614 -1,071 계(B) 11,743 11,651 11,243 10651 10140.6 9,227 -2,516 취업자 비중

(A/B) 46.2 40.6 4 3.4 45.1 45.1 46.3 　 자료: 통계청, ｢경제활동인구조사｣

이와 같은 인구규모의 감소 및 경제활동인구의 감소는 기본적으로 우리나라에 서 청년층 노동공급의 전반적인 축소라는 형태로 나타나고 있어 청년실업 문제 는 청년층의 노동공급 과잉으로 인한 결과라고 볼 수는 없다.

그러나 노동공급이 축소했다 하더라도 수요가 더욱 위축되었다면 자연 초과공 급으로 실업률이 높아지게 마련이다. 따라서 본 연구는 Katz and Muphy(1992) 및 김대일(2004)의 방식에 따라 노동수요의 변화를 살펴보았다.

즉 근로자 유형별 노동수요의 변화를 다음과 같이 정의한다.

ΔX_kt =

∑

j

E_jk E_k

ΔE_jt

E_jt (1)

위에서 _Xkt는 _k유형 근로자에 대한 _t기의 수요 변화이다. 한편 _Ejk는 _j 산업에 고용되어 있는 k 유형 근로자의 규모를 측정한 값이며, E_k는 E_jk를 모든 산업 j

에 대해 합한 값이다. 또한 _Ejt는 _t기에 _j산업에 고용된 모든 근로자의 규모를 측정한 값이고, ΔE_jt는 그 변화분이다. 직관적으로는, 팽창하는 산업에 집중적으 로 고용되어 있는 근로자 유형에 대한 수요는 증가하였다고 판단할 수 있고, 위 축되고 있는 산업에 집중되어 있는 근로자 유형에 대한 수요는 감소하였다고 판 단할 수 있다.

위의 노동수요 변화지표는 노동수요의 절대적 변화를 반영한다. 최근의 청년실업 문제에 관련해서는 전반적인 실업률이 낮아지고 있는 상황에서 청년층의 실업이 감소하는 속도가 더디다는 측면이 지적되고 있으므로, 노동수요의 절대적 변화보 다는 상대적 변화가 더 타당한 지표라고 할 수 있다. 노동수요의 상대적 변화 (ΔRX_kt)는 다음과 같이 정의될 수 있다.

ΔRX_kt =

∑

j

E_jk E_k

Δs_jt

s_jt (2)

위에서 s_jt는 t 기의 전체 고용에서 j 산업의 고용이 차지하는 비중이다.

추정 결과 <표 II-2>에서 보는 바와 같이 2001년 이후 특히, 참여정부 들어 연 령 및 성별에 관계없이 전반적으로 노동수요의 증가율은 크게 둔화되었음을 알 수 있다. 이와 같이 양적인 측면에서 청년층 노동공급이 지속적으로 감소하는 추세에서 청년층에 대한 노동수요도 둔화되고 있어 청년실업이 노동력의 양적 수급불균형에 기인된 것이라고 단정하기에는 어려움이 있다. 실제 <표 II-1>에 서의 취업자 비중을 보면 경제위기 기간을 제외하고는 대체로 45% 수준에서 맴 돌고 있다.

<표 Ⅱ-2> 연령별 노동수요의 변화 　

　 기간별 노동수요의 변화

2001∼2002 2002∼2003 2003∼2004 2004∼2005 2005∼2006

남성

15~19세 0.034 -0.001 0.030 0.013 0.003 20~24세 0.033 0.002 0.031 0.012 0.009 25~29세 0.035 0.006 0.033 0.013 0.014 30세 이상 0.032 0.002 0.022 0.012 0.010

여성

15~19세 0.039 0.004 0.032 0.016 0.012 20~24세 0.048 0.015 0.035 0.024 0.025 25~29세 0.047 0.020 0.034 0.026 0.028 30세 이상 0.024 -0.008 0.011 0.011 0.009 자료: 통계청, ｢경제활동인구조사｣, 원자료

2. 질적(quality) 수급현황

그렇다면 왜 청년실업이 문제시되는가? 이는 <그림 Ⅱ-1>에서 보다시피 대학 진학률이 급격히 증가하여 대졸자 수는 1983년 16만7천 명에서 2005년 57만2천 명으로 20년 만에 3배로 증가하는 등 공급측면에서 빠르게 인력이 고학력화가 되고 있는 반면 새로이 창출되는 일자리에서 요구되는 인력 구성 즉 수요측면 에서, 이를 따라 가지 못한다면 자연 질적인 수급 불일치 현상이 발생하게 마련 이다.

<그림 Ⅱ-1> 학교별 졸업자 추이

578391 670713

747723 671614 670161 722451

761922 642354

497000 581913

120246

212800 280281

469290 358966

0 100000 200000 300000 400000 500000 600000 700000 800000 900000

1981 1985 1989 1993 1997 2001 2005

고등학교 졸업자수 대학교 이상 졸업자수

자료: 통계청, http://kosis.nso.go.kr

실제 질적 수급불일치가 발생하고 있는지를 살피기 위해 일자리에서의 노동력 에 대한 질적 수요를 추정하고, 이를 노동력 공급의 질적 구성과 비교하기로 한 다²⁾. 즉

P_et =

∑

j =1 s_ejE_jt , s_ej = 1 T

∑

t=1s_ejt , s_ejt = E_ejt E_jt

위에서 P_et는 t년도에 e학력을 지닌 근로자를 채용할 수 있는 일자리 수의 추정치이다. E_jt는 산업․직종으로 정의된 일자리(job) j의 t년도 고용규모이며,

E_ejt는 그 가운데 _e학력 소지자의 고용규모이다. 따라서 _sejt는 _t년도에 _j부문에 서 e학력을 소지한 근로자의 비중이다. 한편 s_ej는 관측기간 동안 s_ejt를 평균한 값으로서, 그 의미는 _j부문의 일자리에서 요구되는 _e학력근로자의 평균적 비율 이라고 할 수 있다. 즉 s_ej가 0.3이라면, j부문에서 창출되는 일자리 가운데 평 균적으로 30%가 e학력 근로자를 요구하는 일자리라고 해석될 수 있다. 결과적 으로 _Pet는 산업․직종(_j) 구성에 따라 각 학력수준의 근로자가 취업할 수 있는 일자리의 규모를 반영하는 예측치이다.

<그림 Ⅱ-2>는 20～29세 대졸학력 소지자를 대상으로 위와 같이 추정된 P_et와 실제 취업인구, 경제활동인구 및 전체인구 규모를 비교한 결과를 보여 주고 있 다. 취업인구 가운데 _e(대졸) 학력을 가진 인구를 _Eet 경제활동 인구에서 _e(대 졸)학력을 가진 인구를 _Net라고 할 때, 그림은 각 인구대비 일자리의 비율, 즉

P_et/E_et와 P_et/N_et를 보여 주고 있다. 취업자대비 비율(P_et/E_et)이 1에 미달한다면 대졸 취업자의 일부는 하향취업(occupational downgrading)하고 있다는 의미로 해석될 수 있고, 경제활동 인구대비 비율(P_et/N_et)이 1에 미달한다면, 그만큼 하 향취업의 필요성이 높다는 의미로 볼 수 있다.

2) 김대일(2004)을 참조하였음.

<그림 Ⅱ-2> 대졸자 노동력 수급 비교

20 ~2 9 세 대 졸 학 력 남 성

0.6 0.7 0.8 0.9 1.0 1.1 1.2 1.3

2 0 01 2 00 2 2 00 3 2 0 0 4 2 0 0 5 2 0 06 연 도

취 업 자 대 비 경 제 활 동 인 구 대 비

20 ~2 9 세 대 졸 학 력 여 성

0.5 0.6 0.7 0.8 0.9 1.0 1.1 1.2 1.3

2 0 01 2 00 2 2 00 3 2 0 0 4 2 0 0 5 2 0 06 연 도

취 업 자 대 비 경 제 활 동 인 구 대 비

<그림 Ⅱ-2>에서 보는 바와 같이 대졸학력 청년층은 남녀를 불문하고 취업자 대비 비율이 2003년을 기점으로 1 이하로 급격히 하락하는 추세를 보이고 있다.

2003년도 수치는 .985이던 것이 2006년도에는 .909로 대졸 청년층 남성 취업자 의 약 10% 가량이 과거와 같은 직종이 아닌 일자리에 하향취업하고 있음을 시 사하고 있다. 경제활동 인구대비 비율도 취업자 대비 비율과 유사한 양상을 보 이고 있으나, 2003년 이후는 물론 그 이전부터 1 이하에 머물고 있음을 알 수 있다. 즉 시장에 존재하는 일자리를 전제로 할 때, 대학 학력의 청년층을 과거 와 같은 직종에 모두 수용할 능력이 없다는 것으로 해석될 수 있다. 부연 설명 하면, 대졸자의 공급이 대졸학력에 적합한 일자리보다 빠르게 증가했다는 것을 의미한다.

이상의 논의에서 노동시장에서의 청년실업은 질적 측면에서의 수급 불일치로

특히 급속히 팽창한 인력의 고학력화에 수요가 따라가지 못하는 과잉공급의 문 제이지 결코 전체 청년층의 양적 측면에서의 수급문제가 아니라는 점이다. 따라 서 논리적으로는 고학력 청년층이 자신의 눈높이를 조정한다면 일정한 기간이 경과된 후 첫 직장을 구하게 되어 자연 청년실업문제는 해소되기 마련이다. 그 러나 현실적으로는 이미 상당한 조정 기간이 지났음에도 불구하고³⁾ 고학력 청 년실업이 해소되기는커녕 오히려 사회적 문제로 부각되는 이유는 무엇인가?

3) 외환위기 이후만을 계산해도 이미 거의 10년 가까이 되었고 대졸자의 양산이 본격화된 시점으 로 보면 이미 15년 이상이 되었다.

Ⅲ. 졸업 후 미취업기간 분석

III. 졸업 후 미취업기간 분석

그동안의 논의는 청년 특히 대졸 청년층의 실업은 일자리 부족에 기인하고 그 원인을 주로 수요측면에서 찾아왔다. 한마디로 노동시장에 대한 법·제도의 경직 성 및 관행, 노동조합의 역기능, 뿌리 깊은 반기업 정서 등에 따른 국내외 기업 들의 투자 부진 그리고 노동시장의 인프라의 부실 등으로 일자리 부족 및 정보 부족 등으로 대졸 청년층의 실업이 증가한다고 보고 있었다⁴⁾. 따라서 정부에서 는 이러한 원인을 해소하기 위해 다각적으로 대책을 간구하였으나 예산만 낭비 하였을 뿐 대졸 청년층의 실업문제는 해소될 기미가 보이지 않고 있다⁵⁾. 이미 II장에서 논의했듯이 하향취업의 필요성이 상존하고 또한 실제로 일부 하향취업 이 이루어지고 있음에도 불구하고 대졸 청년층의 실업이 문제가 된다면 과연 대졸 청년층에게는 문제가 없는지를 살펴볼 필요가 있다. 본 장에서는 이를 살 피기 위해 실업을 동태적 측면에서 논의함으로써 청년실업의 문제를 공급 측면 에서 접근하기로 한다.

먼저 실업률(U/L)은 어느 한 시점에서의 경제활동인구(L) 대비 실업자수(U)인 stock 개념이다. 그러나 실업률은 다음과 같이 쓸 수 있다.

_^_{  }^ _{∙ }^_

여기서 S는 어느 일정기간 동안 실업상태로의 진입자로서 신규실업자의 숫자 이다. 그러면 S/L은 경제활동인구 중 실업으로의 진입률(inflow rate)이 된다.

또한 U/S는 실업자풀(pool)에 있는 실업자와 신규실업자의 비율이다. 신규실업 자(inflow)와 신규탈출자(outflow)가 동일한 정상균형상태를 가정하면 U/S(실업 자수/실업상태로의 진입자 수)는 신규실업자가 실업상태에 머무는 기간, 즉 평 균실업기간을 의미한다. 예컨대 월 신규실업자 수가 15만 명이고, 실업풀에 월

4) 가장 최근의 연구로 금재호(2006), 남재량(2007) 및 박성준(2007) 등을 들 수 있다.

5) 최근 국정감사자료에 따르면 정부는 2004년부터 3년 반 동안 일자리 지원사업에 2조6000억 원 을 쏟아 부었으나 청년층 취업자 수는 해마다 줄어들어 2003년 460만6000명이었던 청년 취업 자는 2007년 7월 현재 423만8000명으로 감소한 것으로 나타나고 있다.

45만 명이 있으면, 신규실업자는 평균 3개월의 실업기간을 경험하게 될 것이다.

평균실업지속기간인 U/S를 D로 표시하고 실업으로의 진입률인 S/L을 s로 표 시하면, 실업률(U/L)을 나타내는 ^는 다음과 같이 표시한다.

  

따라서 실업률은 실업에로의 진입률(s)과 평균실업기간(D)으로 분해될 수 있는 것이다.

최근 대졸 청년층의 실업의 특징은 ‘졸업=실업’이란 우스갯소리가 나올 정도 로 졸업 후 첫 직장을 찾기까지의 소요기간이 장기화된다는 점과 일자리가 불 안정하다는 점으로 요약할 수 있다. 따라서 본 연구도 졸업 후 첫 직장에의 취 업하기까지의 소요기간(D)과 어렵게 찾은 일자리에서의 근속기간(역으로 일자리 를 그만두는 확률(s))에 초점을 맞추기로 한다.

1. 자료

본 연구는 한국고용정보원에서 실시한 만 15세에서 29세 청(소)년을 대상으 로 직업선택 및 노동시장이동에 대한 실태조사 자료를 사용하였다. 본 자료는 2001년에 조사된 청(소)년들이 매년 추적 조사되는 패널자료로 현재 2005년까 지 조사되고 있다. 본 조사에서는 학력사항(학교, 유형, 계열 또는 전공, 소재지, 졸업(수료)시기)과 재학 중 사건(휴학, 취업을 위한 훈련, 교육, 실습 및 취업 경 험 등) 그리고 최종학력 이수 후 노동시장 과정(최종학력 이수 후 미취업기간, 구직활동 등)이 조사되어 있고 또한 첫 직장을 취득한 시점 및 그 직장의 특성 (근로 유형, 기업규모, 직장형태, 임금, 근로시간 및 전공과의 일치여부 등)이 조사되고 있다. 뿐만 아니라 가족배경(가구주와의 관계, 부모의 학력, 월평균 가 구소득 등)도 조사되고 있다. 본 연구는 초대졸 이상의 학력을 가진 자로 최종 학력이수 후⁶⁾ 첫 직장을 얻은 자 및 미취업자를 주대상으로 최종학력 이수 시 기와 첫 직장의 취업시기를 통해 본 연구의 주된 관심인 졸업 후 첫 직장으로 의 이행 기간을 추출하였다. 그리고 이 이행기간에 영향을 미칠 요인으로 위에 서 언급한 인적· 학력사항을 고려하였고 가족배경 등을 차례로 고려하였다. 이 렇게 2001년부터 2005년까지 추적 가능한 표본 수는 총 1680명⁷⁾으로 이들에 대

6) 따라서 휴학 중이거나 재학생의 경우는 제외하였다.

한 기초통계자료는 <표 III-1>과 같다.

<표 III-1> 기초통계

(단위: 명(%))

　 첫 번째 직장

취업자 미취업자 전체

성별 남성 629 (95.0) 33 (5.0) 662

여성 978 (96.1) 40 (3.9) 1018 연령

25세 미만 737 (93.2) 54 (6.8) 791 25~29세 859 (97.8) 19 (2.2) 878 30세 이상 11 (100.0) 0 (0.0) 11 학력별 초대졸 739 (98.5) 11 (1.5) 750

대졸 이상 868 (93.3) 62 (6.7) 930 대학소재지 수도권 528 (94.8) 29 (5.2) 557 지방 1079 (96.1) 44 (3.9) 1123

졸업년도

1997년 이전 374 (97.7) 9 (2.3) 383 1998~2002년 988 (99.1) 9 (0.9) 997 2003년 129 (95.6) 6 (4.4) 135 2004년 77 (78.6) 21 (21.4) 98 2005년 39 (58.2) 28 (41.8) 67 전공별

인문․사회 678 (94.8) 37 (5.2) 715 이공계 760 (96.3) 29 (3.7) 789 기타 169 (96.0) 7 (4.0) 176 가구주와의관계 가구원 1383 (95.1) 72 (4.9) 1455 가구주 224 (99.6) 1 (0.4) 225 아버지학력 고등학교 이하 1338 (96.1) 54 (3.9) 1392 대학교 이상 269 (93.4) 19 (6.6) 288 월평균가구소득

100만 원 이하 193 (94.6) 11 (5.4) 204 100~500만 원 1290 (96.0) 54 (4.0) 1344 500만 원 이상 124 (93.9) 8 (6.1) 132 월평균임금

100만 원 이하 756 (100.0) 0 (0.0) 756 100~300만 원 835 (100.0) 0 (0.0) 835 300만 원 이상 16 (100.0) 0 (0.0) 16

자료: 청년패널조사, 한국고용정보원(원자료)

이 표에서 보는 바와 같이 표본의 구성을 성별로 살펴보면 남성이 662명으로 약 39%인 반면 여성이 1018명으로 61%를 차지하고 있다. 또한 첫 직장 취득 비 중은 남성은 95.0%, 여성은 96.1%로 여성이 다소 높다. 연령별로는 25~29세층이 가장 많은 비중을 차지하는데 이는 표본의 대상이 (초)대졸 이상 29세 미만으로 7) 1~5차년도까지 합친 자료로부터 초대졸 이상인 취업자 및 신규로 노동시장에 진입한자들이 첫 직장을 가진 시기에 응답한 자와 미취업자 총 2101명을 추출한다. 이후에 기초통계에서 보고 자하는 변수 대학전공은 사범계, 의학계는 제외하였으며, 각 변수별 무응답과 결측치를 제외하 면 총 1680명이 된다.

한정하였기 때문이라고 생각된다. 여기서 첫 직장 취득 비중을 살펴보면 연령이 높을수록 크게 나타나고 있다. 학력별로는 대졸 이상의 비율이 초대졸보다 높게 나타나고 있으나 첫 직장 취득 비중은 초대졸 출신이 높게 나타나고 있다. 학교 소재지를 살펴보면 지방대 출신이 1123명으로 약 66%를 차지하고 있으며 첫 직 장 취득 비율도 수도권에 비해 높게 나타나고 있다. 졸업연도별로 보면 경기 위 기 이전에 비해 경제위기 이후의 세대 비중이 월등히 높게 나타나고 국민의 정 부(DJ 정부)시절의 졸업한 자가 절대 다수를 차지하고 있다. 여기서 매우 흥미 로운 점은 비록 참여정부 시절에 졸업한 청년층이 그 이전보다 노동시장에 참 여한 시기가 짧다는 점을 감안하더라도 현 정부(참여정부)에 들어서면서 첫 일 자리를 취득하는 비중이 현저히 떨어지고 있음을 볼 수 있다. 본 연구의 주된 관심 중의 하나인 청년층의 직업의식에 영향을 미칠 요인으로 가구주와의 관계, 아버지의 학력 및 가구월평균 소득을 고려하였다. 예상한 대로 본인이 가구주인 경우가 가구원인 경우에 비해 첫 직장의 취득 비중이 높게 나타나고 있는 반면 아버지의 학력이 높을수록 그 비중이 떨어지는 것으로 나타나고 있다. 가구소득 에서는 월 100만 원에서 500만 원 사이의 비중이 높고 또한 첫 일자리 취득 비 율도 높게 나타나고 있다. 끝으로 첫 일자리를 취득한 청년들의 월평균

임금을 살펴보면 비록 100만 원 이상의 비중이 가장 높지만 100만 원 이하도 756명으로 약 47%를 차지하고 있다.

비록 기초통계에는 포함되지 않았지만⁸⁾ 별도로 미취업의 월평균 희망임금과 실제 첫 일자리의 임금을 비교해 보았다. <그림 Ⅲ-1>은 2001년부터 2005년까지 의 조사 기간 동안을 비교한 것으로 2003년을 제외하고는 첫 일자리의 임금추 이와는 달리 매년 희망임금이 높아지고 있다. 그리고 실제 희망 임금과 실제 임 금과의 격차도 2001년에는 47만 원, 2002년에는 37만 원 그리고 2003년에는 27 만으로 점차 줄어들었으나 현 참여 정부 들어서면서 오히려 격차가 더 벌어져 2004년에는 38만 원, 2005년에는 59만 원의 차이를 보이고 있다. 따라서 청년층 의 실업문제는 분명 청년층의 눈높이도 한몫을 하고 있음을 알 수 있다.

8) 실제 임금은 취업자의 경우에서만 발견되고 희망임금은 미취업자에서만 발견되기 때문이다.

0 2 0 4 0 6 0 8 0 1 0 0 1 2 0 1 4 0 1 6 0 1 8 0 2 0 0

2 0 0 1 2 0 0 2 2 0 0 3 2 0 0 4 2 0 0 5 년 도

희 망 임 금 월 평 균 임 금

<그림 Ⅲ-1> 희망임금과 실제임금과의 비교

자료: 청년패널조사, 한국고용정보원(원자료)

2. 미취업기간 분포

그럼 이제 보다 동태적으로 미취업기간이 진행됨에 따른 첫 직장에 취업할 확 률을 살펴보기로 한다. 본 연구에서 미취업기간을 살펴보는 데 있어 졸업 전 직 장을 가진 사람은 미취업기간을 0으로 처리했다. 문제는 남자의 경우 군 입대를 어떻게 처리할 것인가인데 본 연구에서는 최종학교 졸업 후 1년가량 미취업상 태에 있다 군입대한 경우는 미취업상태에서 우측 절단으로 보았다⁹⁾. 이렇게 해 서 본 미취업기간 분포는 <표 III-2>이다. 본 표는 청년층의 졸업 후 노동시장 진입과정에 있어 다음과 같은 특징을 보여 주고 있다. 먼저 대체적으로 (초)대 졸 후 첫 직장에 취업하는 데 걸린 기간이 평균 8.1개월이고, 여성이 7.4개월로 남성의 9.3개월보다 짧다. 또한 연령이 높을수록, 지방대학출신이 수도권 대학출 신 비해 상대적으로 미취업기간이 길어짐을 알 수 있다. 또한 전공별로는 이공 계가 인문사회계보다 취업하기까지 오래 걸리는 것으로 나타나고 있다. 그러나 한 가지 흥미로운 점은 경제위기 이후가 이전보다, 그리고 경제위기 이후 해가 거듭할수록 첫 직장을 갖기까지 걸리는 기간이 점차 짧아지고 있는 것으로 나 타나고 있는데 이는 노동시장이 타이트(tight)해짐에 따라 일단 취업부터 해 놓 고 보자는 데 기인한 것이 아닌가 하는 의구심이 든다. 그리고 가정배경을 보면 가구원에 비해 가구주가, 아버지의 학력이 높을수록 첫 직장을 구하는 데 오래

9) 안주엽･홍서연(2002년)도 같은 방법으로 처리했다.

걸리는 것으로 나타나고 있다. 이는 아버지의 학력이 높음에 따라 자식에 대한 기대치가 높기 때문에 기인한다고 볼 수 있다. 또한 가구의 평균소득이 높음에 따라 기간이 짧아지는 것으로 나타나 애초 예상했던 일종의 부의 효과(income effect)는 없는 듯하다. 그리고 첫 직장의 임금수준이 높을수록 취업까지의 기간 이 길어지는데 이는 이미 언급한 바와 같이 청년층의 눈높이가 여전히 높다는 것을 간접적으로 시사한다고 볼 수 있다. 끝으로 졸업 후 1~3개월 내에 취업이 되지 않을 경우 그 이후에는 취업이 매우 어려워진다는 점을 발견할 수 있어 일종의 오점효과(scarring effect) 현상이 나타나는 것은 아닌지 의구심이 든다.

이는 성별･연령·학력별･전공별, 졸업연도별･가정배경 등에 관계없이 모든 부문 에서 공통적으로 나타나는 현상이다.

　 0

개월 1~3

개월 4~6

개월 7~12

개월 13~2

4개월 25개월

이상

첫 직장을 갖는 데 걸린 기간 평균

전체 33.6 20.9 7.9 10.7 12.9 14.0 8.1

성별 남성 33.7 16.6 7.4 11.0 15.0 16.3 9.3

여성 33.5 23.7 8.3 10.5 11.6 12.5 7.4

연령

25세 미만 33.2 24.7 9.9 11.8 9.7 10.7 5.2 25~29세 34.3 17.5 6.3 9.9 15.7 16.3 10.4 30세 이상 0.0 18.2 0.0 0.0 18.2 63.6 25.5

학력별 초대졸 35.9 20.1 7.5 11.7 13.3 11.5 8.2

대졸 이상 31.7 21.5 8.3 9.9 12.6 16.0 8.1

대학소재지 수도권 33.9 22.1 7.9 9.7 12.2 14.2 7.6

지방 33.4 20.3 7.9 11.2 13.3 13.9 8.4

졸업년도

1997년 이전 25.3 20.6 6.3 8.9 14.4 24.5 14.3 1998~2002년 38.5 19.5 8.1 11.7 13.9 8.2 6.8

2003년 29.6 25.9 14.1 14.1 8.9 7.4 5.1 2004년 27.6 23.5 6.1 10.2 11.2 21.4 4.3 2005년 23.9 29.9 4.5 0.0 0.0 41.8 1.2

전공별

인문․사회 33.3 22.8 8.3 9.8 11.5 14.4 7.6 이공계 33.7 18.6 8.0 11.4 14.7 13.6 8.7 기타 34.1 23.3 6.3 11.4 10.8 14.2 7.9

가구주와의관계 가구원 33.5 20.8 8.0 11.6 12.3 13.7 7.8

가구주 33.8 21.8 7.1 4.9 16.9 15.6 10.1

아버지학력

고등학교

이하 34.1 21.6 7.3 10.6 13.0 13.4 8.0

대학교 이상 31.3 17.4 10.8 11.5 12.5 16.7 8.8

월평균가구소득

100만 원

이하 33.8 16.2 6.4 13.7 12.3 17.6 9.8

100~500만

원 33.1 21.6 8.4 10.2 13.3 13.4 8.0

500만 원

이상 37.9 21.2 5.3 11.4 9.8 14.4 7.2

월평균임금

100만 원

이하 36.8 21.2 8.2 12.7 11.9 9.3 7.4

100~300만

원 33.4 22.8 8.4 9.9 15.1 10.4 8.7

300만 원

이상 43.8 6.3 6.3 6.3 6.3 31.3 12.5

<표 III-2> 미취업기간 분포

(단위: %, 개월)

자료: 청년패널조사, 한국고용정보원(원자료)

3. 계량분석

지금까지는 미취업기간 분포와 개인의 속성, 학력 및 가정배경과의 관계를 개 략적으로 기술하였다. 그러나 이러한 분포 분석은 타 요인들도 복합적으로 연계 되어 한 요인이 미취업기간에 미치는 영향을 분명하게 나타나지 못하는 문제가 있다. 따라서 본 절에서는 이들 요인들이 미취업기간에 어떠한 영향을 미치는지 를 보다 정교하게 분석하기 위해 hazard 회귀분석을 하였다. 그 결과가 <표 III-3>이다. <표 III-3>의 (모델 1)은 단지 개인의 속성과 학력배경만을 분석한 것이고 (모델 2)는 가정배경까지를 포함하여 분석한 것이다. 먼저 (모델 1)과 (모 델 2)를 살펴보면 몇몇 요인에서는 앞 절의 평균 미취업기간과 상반된 결과가 나오고 있다¹⁰⁾. 이제 각 요인이 미취업기간에 미치는 영향을 살펴보자. 여성이 남성보다 졸업 후 첫 직장에 취업하는 기간(미취업기간)이 짧다고 통계적으로 유의하게 나타났다. 연령의 경우, <표 III-2>와는 상반되게 연령이 높아감에 따 라 미취업기간이 통계적으로 유의하게 짧게 나타나고 있다. 이는 졸업 후 어느 정도 기간이 지남에 따라 자신의 심중 임금(reservation wage)을 낮춰 취업하기 때문이라고 유추해석된다. 학력별로도 <표 III-2>와는 달리 대졸이 초대졸에 비 해 미취업상태가 상대적으로 길게 통계적으로 유의하게 나오고 있다. 여기서 주 의해서 보아야 할 점은 졸업연도로 앞에서 보았듯이 경제위기 이후 졸업이 이 전 졸업보다 그리고 최근에 졸업할수록 미취업기간에서 벗어날 확률이 매우 유 의하게 높게 나타나고 있는데 이는 앞에서 설명하였듯이 노동시장이 타이트 (tight)해짐에 따라 일단 취업부터 해 보자는 데 기인한다고 볼 수 있겠다. 그러 나 대학소재지가 수도권이냐 지방이냐, 전공이 이공계냐 인문사회계냐 등은 통 계적으로 유의하지 않게 나오고 있다. 이제 (모델 2)에서의 가정배경을 보면 가 구주는 한 가계의 책임을 지기 때문인지 가구원에 비해 상대적으로 취업을 빨 리하는 것으로 유의하게 나오고 있다. 반면 아버지의 학력이 높을수록 미취업기 간이 길어지는 것으로 나오지만 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타나고 있 다. 또한 가구의 월 소득은 매우 미미하나마 탈출률이 마이너스(-)로 유의하게 나타나 가구 소득이 높을수록 부의 효과(income effect)로 실업기간이 길어진다 고 해석할 수는 있겠지만 거의 없다고 해도 무방하다고 하겠다.

10) 이는 앞 절의 미취업분포의 결과는 단절된(censored)기간을 고려할 수 없어 단순히 취업자의 미취업기간만을 평균한 값이기 때문에 단절기간까지 고려한 hazard 분석이 엄밀한 의미에서 보다 정확하다고 볼 수 있다.

<표 III-3> 계량분석

모델1 모델2 모델3

연령 0.787(0.160)^*** 0.819(0.161)^{** *} -8.535(1.982)^***

연령*연령 -0.015(0.003)^*** -0.016(0.003)^*** 0.155(0.040)^***

성별 남성 -0.265(0.064)^*** -0.304(0.065)^*** 5.065(0.820)^***

학력 대졸 이상 -0.263(0.059)^*** -0.263(0.060)^*** 2.563(0.729)^***

졸업년도 0.065(0.015)^*** 0.072(0.016)^{** *} -2.557(0.201)^***

대학소재지 수도권 -0.006(0.054) -0.006(0.054) -0.585(0.663) 전공 인문, 사회 0.016(0.056) 0.024(0.056) -0.842(0.683) 예능, 기타 -0.031(0.087) -0.036(0.087) 0.715(1.069) 가구주와의 관계 가구원 -0.193(0.077)^** 2.443(0.952)^***

아버지의 학력 대학교이상 -0.069(0.070) 1.018(0.846) 월평균가구소득 -6.3E-05(3.66E-05)^* -0.002(0.001)^{* *}

월평균임금 0.018(0.006)^***

주: ( ) 안은 표준오차, *(^{  }), **(^{ }),***(^{  }) 이하에서 유의하다는 의미

이제 (모델 3)을 살펴보자 (모델 3)은 졸업 후 첫 직장을 취득한 자만을 대상으로 한 것으로 단순 회귀분석(OLS)을 한 결과이다. 따라서 앞의 hazard 회귀분석을 한 (모델 1)과 (모델 2)와는 그 부호를 거꾸로 해석해야 한다. 가령 연령의 경우 hazard 분석의 결과는 (+)로 나와 이는 연령이 올라감에 따라 미취업상태에서 탈출할 확률 이 높아, 따라서 미취업기간이 짧아진다고 해석되나, (모델 3)의 경우는 그 부호가 (-)가 나와야 같은 해석이 가능하다. 이 점을 유의해서 (모델 3)을 살펴보면 먼저 성 별로는 남성이 여성에 비해 미취업기간이 길게 나타나고 있으며 연령이 높아감에 따라 미취업기간이 짧아지고, 대졸이 초대졸보다 미취업기간이 길어지고 졸업연도의 경우도 최근에 올수록 미취업기간은 짧아지고 있음을 알 수 있다. 그러나 대학의 소 재지가 지방이냐 수도권이냐 전공이 인문사회계가 아니냐는 모두 통계적으로 유의 하지 않게 나오고 있다. 가정배경을 살펴보면 가구원에 비해 가구주의 미취업기간이 통계적으로 유의하게 짧게 나오고 있다. 아버지의 학력은 여전히 통계적으로 유의하 지 않은 것으로 나타나고 있다. 월평균가구소득의 경우 hazard 분석에서는 무시해도 무방하나마 유의하게 미취업상태에서의 탈출률이 (-)로 나와 월가구소득이 높음에 따라 미취업기간이 길어지는 것으로 나왔으나 취업자의 경우는 통계적으로 유의하 게 가구소득이 높아짐에 따라 미취업기간이 짧아지는 것으로 나타나고 있다. (모델 3)은 앞의 두 모델에서는 분석이 불가능하였던 월평균임금의 영향을 살필 수가 있는

데 흥미롭게도 월평균임금이 높아짐에 따라 미취업기간이 통계적으로 유의하게 길 어진다는 점이다. 이를 <그림 Ⅲ-1>과 연계시켜 보면 희망임금이 높다 보니 자연 임 금이 높은 직장을 찾게 되고 따라서 미취업기간이 길어진다는 해석이 가능하다. 즉 여전히 청년층의 눈높이가 높다는 점이 청년층의 고실업의 중요한 요인이 된다는 의미이다.

Ⅳ. 첫 직장의 근속기간 분석

IV. 첫 직장의 근속기간 분석

이미 앞서 언급한 바와 같이 실업률은 실업으로의 진입률(s)과 평균실업기간(D)으 로 구성되었다. III장에서 졸업 후 첫 직장의 취업의 어려움을 보기 위해 평균실업 기간(D)을 대상으로 분석하였다. 본 장에서는 청년층 실업의 또 다른 특징인 일자리 의 불안정성을 살피기로 한다. 이를 위해 첫 직장 취업 이후 미취업상태으로의 진입 률(s)을 대상으로 분석하기로 한다.¹¹⁾ 물론 실업으로의 진입경로는 취업상태였다가 실업으로 진입할 수도 있고 또는 비경제활동의 상태였다가 노동시장으로 진입할 수 도 있다. 그러나 청년층의 경우는 비경제활동의 상태와 실업상태의 구분이 불분명해 대체로 취업상태에서 미취업상태로의 진입을 의미한다고 하여도 과언이 아니다. 더 군다나 본 연구에서 다루는 자료 역시 청년층의 취업과 미취업으로 구성되었다. 따 라서 본 연구에서는 실업에로의 진입률(s)을 취업에서 미취업으로의 진입률로 대체 한다.

1. 기초통계

청년층의 높은 실업률은 졸업 후 첫 직장을 갖는 데 어려움도 있지만 어렵게 찾 은 직장을 여러 이유로 해서 쉽게 그만두는 데에도 기인한다고 볼 수 있다. 따라서 본 장에서는 첫 직장을 그만두는 요인을 살피기 위해 첫 직장에 취업한 청년층을 대상으로 한다. 따라서 앞 장의 기초통계에서 첫 번째 직장취업자 중에서 총 939 명¹²⁾을 추출하여 이에 대한 기초통계를 <표 IV-1>과 같이 만들었다.

11) 청년층은 아직 직장탐색(job-shopping)을 통하여 자신에게 적합한 일자리를 찾아가는 단계로 취업과 실직이 매우 빈번하기 때문에 반드시 첫 직장에서 미취업상태의 진입률이 높다고 고 용이 불안정하다고 단정하기에는 다소 무리가 없지 않아 있다.

12) 청년층의 첫 직장 취업자는 총 1607명이나 첫 직장의 근속기간에 오류(중도탈락, 근속기간을 알 수 없는 경우)가 있는 자를 제외하여 총 939명을 분석대상으로 하였다.

<표 IV-1> 첫 직장 취업자 기초통계

(단위: 명(%))

　 　 첫 직장을

그만둔 자 첫 직장 계속

근무 중인 자 계

성별 남 195 (56.7) 149 (43.3) 344

여 480 (80.7) 115 (19.3) 595

연령

25세 미만 215 (57.5) 159 (42.5) 374

25~29세 457 (81.5) 104 (18.5) 561

30세 이상 3 (75.0) 1 (25.0) 4

학력별 초대졸 330 (78.4) 91 (21.6) 421

대졸이상 345 (66.6) 173 (33.4) 518

졸업년도

1997년 이전 251 (90.9) 25 (9.1) 276

1998~2002년 401 (78.2) 112 (21.8) 513

2003년 16 (24.6) 49 (75.4) 65

2004년 7 (13.5) 45 (86.5) 52

2005년 0 (0.0) 33 (100.0) 33

고용형태

정규직 549 (73.9) 194 (26.1) 743

비정규직 112 (65.5) 59 (34.5) 171

비임금근로자 14 (56.0) 11 (44.0) 25

사업체수 300인 이하 566 (74.0) 199 (26.0) 765

300인 이상 109 (62.6) 65 (37.4) 174

월평균임금

100만 원 이하 405 (86.2) 65 (13.8) 470 100~300만 원 263 (57.3) 196 (42.7) 459 300만 원 이상 7 (70.0) 3 (30.0) 10 교육수준 대비

일의 내용

수준 낮음 275 (81.1) 64 (18.9) 339

수준 맞음 367 (65.8) 191 (34.2) 558

수준 높음 33 (78.6) 9 (21.4) 42

전공 대비 일의 내용

전혀 맞지

않음 254 (74.9) 85 (25.1) 339

그런대로 맞음 347 (70.4) 146 (29.6) 493

아주 잘 맞음 74 (69.2) 33 (30.8) 107

직장 그만둔 이유 자발적 425 (63.0) 425

비자발적 250 (37.0) 250

자료: 청년패널조사, 한국고용정보원(원자료)

<표 IV-1>을 살펴보면 몇 가지 흥미로운 점을 발견할 수 있다. 먼저 남성에 비해 여성이 첫 직장을 그만두는 비중이 크다는 점이다. 특히 이를 <표 III-1>과 비교해 볼 때 여성이 남성에 비해 첫 직장 취득 비중은 비슷하거나 다소 크지만 그만큼 그 만두는 비중도 크다는 점이다. 다시 말해 여성이 남성에 비해 첫 직장의 취업 그리

고 이후 미취업으로의 전환이 상대적으로 크다는 점이다. 둘째, 연령층으로 보면 25~29세 청년층이 첫 직장을 그만두는 비중이 타 연령층에 크다는 점이다. 이를

<표 III-1>에서의 25~29세 청년층이 첫 직장 취득 비중이 크다는 점과 연계하여 보 면 25~29세 연령층이 첫 직장의 취업 그리고 이후 미취업으로의 전환이 크다는 점 이다. 셋째, 학력별로 보면 초대졸이 대졸에 비해 첫 직장을 그만두는 비중이 상대 적으로 큰데 이 또한 첫 직장의 취득과 연계시킬 경우 초대졸이 대졸에 비해 첫 직 장의 취업 그리고 미취업으로의 전환이 크다는 점이다. 즉 여성이, 25~29세 연령층 이, 그리고 초대졸이 상대적으로 첫 직장 취득 비중이 크고 또한 그만두는 비중도 크다는 점이다. 월평균임금을 보면 임금이 클수록 첫 직장에서 계속 근무하는 비중 이 높고¹³⁾ 중소기업에 비해 대기업에서 첫 직장을 구할 경우 계속 근무하는 비중이 크게 나오고 있다. 그리고 일 내용이 적성에 맞을수록 그리고 전공과 일치할수록 첫 직장에서 계속 근무하는 비중이 크게 나오고 있다. 그런데 고용형태로 보면 첫 직장 을 비정규직으로 시작한 경우가 정규직으로 시작한 경우에 비해 상대적으로 그 직 장에 계속 근무하는 비중이 크다는 점이다. 이는 일반적으로 비정규직이 정규직에 비해 고용의 안정성이 떨어진다는 통념과 배치되는 것이 아닌가 의구심이 간다.

2. 취업기간 분포

앞 절의 기초통계에서는 직장의 안정성 여부를 근속기간의 길고 짧음에 관계없이 취업기간의 비중으로 살펴보았다. 그러나 가령 본 조사 기간에 A라는 청년은 5년간 근무하고 그만둔 상태이고 B라는 청년은 실질적으로 근무한 지 1년 남짓하지만 여 전히 근무할 경우, A는 장기근속을 했음에도 불구하고 첫 직장을 그만둔 유형에 속 하여 취업에서 미취업으로 전환됨에 따라 고용이 불안정하다 할 것이고 B는 고용 안정성이 높은 범주에 속하게 된다. 따라서 이는 고용의 안정성 여부에 상당한 오류 를 범하게 될 우려가 크다. 따라서 고용의 안정성을 보다 명확히 보기 위해서는 취 업기간의 분포를 살펴야 할 것이다. <표 IV-2>는 취업기간 분포를 보여 주고 있다.

13) 300만 원 이상은 그 경우의 수가 너무 작아 무시하기로 함.

<표 IV-2> 첫 직장 취업기간 분포

(단위: %,개월) 　

　 0~3

개월 4~6

개월 7~12

개월 13~24

개월 25~36

개월 37개월

이상 근무기간

평균

전체 9.1 9.9 20.6 15.8 7.3 37.4 17.9

성별 남 7.3 8.1 18.6 13.7 4.9 47.4 15.4

여 10.1 10.9 21.7 17.0 8.7 31.6 18.9

연령

25세 미만 12.8 11.8 16.8 11.8 1.9 44.9 10.4 25~29세 6.6 8.7 23.0 18.4 10.9 32.4 21.4 30세 이상 0.0 0.0 25.0 25.0 25.0 25.0 19.3 학력별

초대졸 10.9 11.9 20.7 15.9 8.3 32.3 18.3

대졸 이상 7.5 8.3 20.5 15.6 6.6 41.5 17.4

졸업년도

1997년 이전 4.3 7.6 23.2 19.9 13.0 31.9 25.3 1998~2002년 13.8 13.6 22.8 16.8 6.4 26.5 13.6 2003년 1.5 1.5 15.4 6.2 0.0 75.4 10.4

2004년 1.9 1.9 3.8 5.8 0.0 86.5 11.9

고용형태

정규직 7.9 10.4 20.5 17.2 8.5 35.5 18.4

비정규직 13.5 8.8 21.1 11.1 2.9 42.7 14.9

비임금근로자 12.0 4.0 20.0 4.0 4.0 56.0 19.6

사업체수 300인 이하 10.2 11.2 21.6 15.4 7.3 34.2 16.7

300인 이상 4.0 4.0 16.1 17.2 7.5 51.1 23.8

월평균임금

100만 원

이하 13.6 14.7 25.1 16.4 9.1 21.1 15.5

100~300만 원 4.6 5.2 15.7 15.5 5.0 54.0 21.4 300만 원

이상 0.0 0.0 30.0 0.0 30.0 40.0 25.0 교육수준 대비

일의 내용

수준 낮음 12.4 14.2 26.5 15.9 6.8 24.2 13.9

수준 맞음 6.5 7.5 17.2 15.4 7.5 45.9 21.1

수준 높음 16.7 7.1 16.7 19.0 9.5 31.0 15.6

전공 대비 일의 내용

전혀 맞지

않음 11.5 10.6 21.2 17.1 6.8 32.7 16.0

그런대로

맞음 8.3 10.1 20.5 13.0 7.9 40.2 18.8

아주 잘 맞음 4.7 6.5 18.7 24.3 6.5 39.3 19.7 직장 그만둔

이유

자발적 15.8 15.1 30.4 20.5 8.7 9.6 15.5

비자발적 7.2 11.6 25.6 24.4 12.8 18.4 22.0

주: 2005년 대학졸업자 33명은 첫 직장을 계속 근무 중이므로 근무기간을 알 수 없어 취업 기간 분포에서 제외한다. 참고로, 2005년 이전 대학졸업자는 근무기간을 추정하여 취업 기간 분포에 포함한다.

자료: 청년패널조사, 한국고용정보원(원자료)

표를 보면 대체로 평균 근무기간이 17.9개월이고, 남성은 15.4개월 여성은 18.9개월

로 여성이 다소 높다. 연령별로 보면 25~29세가 21.4개월로 타 연령층에 비해 근무 기간이 길게 나오고 있다. 학력별로 보면 초대졸이 대졸보다 근무기간이 긴데 이는 그만큼 일찍 첫 직장에 취업했기 때문이라고 사료된다. 졸업연도별로 보면 경제위기 이전에 졸업한 층이 근무기간이 가장 길고, 그다음으로 경제 위기 이후 1998~2002년 사이의 졸업층이 그 다음으로 차츰 최근에 올수록 근무기간이 짧아지고 있을 발견 할 수 있다. 고용형태별로 보면 정규직이 비정규직보다 근무기간이 길고, 중소기업 이 대기업에 비해 상대적으로 길며, 월평균임금 100만 원 미만이 그 이상의 월평균 임금에 비해 근무기간이 길게 나오고 있다. 다른 한편 또한 일의 내용이 교육수준에 비해 상대적으로 맞을수록 그리고 전공과 맞을수록 상대적으로 근무기간이 긴 것으 로 나타나고 있다. 끝으로 직장을 그만두는 사유별¹⁴⁾로 보면 자발적인 경우가 비자 별적인 경우에 비해 근무기간이 상대적으로 짧은 것으로 나타나고 있다. 전체적으로 첫 직장에서의 근무기간이 채 2년도 되기 전에 그만둔다는 점, 자발적으로 그만두는 경우가 비자발적으로 그만두는 경우보다 근무기간이 짧고 또한 그 비중도 크다는 점을 미루어 보아 청년층의 고용불안정성, 크게는 높은 실업률이 청년층 자신에도 문제가 있음을 보여 주고 있다.

3. 계량분석

앞 절에서 평균 근무기간을 기준으로 개인속성별, 학력별, 기업 속성별 그리고 이 직사유별로 살펴보았다. 이제 취업기간이 어떠한 요인에 크게 영향을 받는지를 살피 기 위해 회귀분석을 하기로 한다.

<표 IV-3>은 회귀분석의 결과이다. 여기서 (모델 1)~(모델 3)은 censored된 취업기 간을 고려한 hazard 회귀분석의 결과이고 (모델 4)는 첫 직장 취업 후 그만둔 시기 까지의 취업기간만을 고려한 일반회귀분석(OLS)의 결과이다. 따라서 III장의 계량분 석과 같이 (모델 1)~(모델 3)과 (모델 4)는 각 변수의 부호가 상반되게 나오게 된다.

이를 감안하여 <표 IV-3>을 살펴보기로 한다. (모델 1)은 개인 및 학력을 대상으로, (모델 2)는 이에 기업 속성을 포함해서, 그리고 (모델 3)은 사유이유까지 포함해서 나온 결과이다.

먼저 (모델 1)~(모델 3)을 중심으로 논의해 보기로 한다. 성별로 볼 때 남성이 여 14) 원 설문지에는 직장을 그만둔 이유에 대해 약 12개 항목으로 되어 있으나 본 연구에서는 폐 업이나 해고 또는 사업(계약)종료를 비자발적 경우로 보고 이외의 경우인 학업을 계속하게 되 어서, 학교에서 배운 전공과 맞지 않아서, 하는 일이 적성에 맞지 않아서, 기술 및 기능이 부 족해서, 동료 또는 상관과의 불화 때문에, 보수, 승진 등의 불만 때문에, 근무조건 또는 작업 환경이 나빠서, 직장이나 직무의 전망이 나빠서 그리고 창업이나 개인 사업을 하기 위해서는 자발적인 경우로 처리하였음.

성에 비해 미취업상태로 빠질 확률이 낮은(취업기간이 긴) 것으로 나타나고 있으나 별로 유의하지 않다. 연령별로는 통계적으로 유의하게 미취업상태로 빠질 확률이 높 은(취업기간이 상대적으로 짧은) 것으로 나오고 있다. 본 연구의 대상이 29세까지의 청년층을 대상으로 한 점을 생각하면 이는 자신에 적합한 일자리를 찾기 위한 일종 의 직장탐색(job shopping)과정에 기인한다고 해석된다. 졸업연도별로 보면 최근에 졸업할수록 첫 직장을 그만둘 확률이 낮으며 또한 미취업기간이 짧아진다는 점을 감안할 때 그만큼 취업시장이 어렵다는 점을 반영한다고 볼 수 있다. 고용형태별로 보면 정규직이 상대적으로 미취업으로 빠질 확률이 높은(취업기간이 짧은) 것으로 통계적으로 유의하게 나오고 있다. 이는 일반적인 통념을 벗어나는 결과이다. 그러 나 여기서 주의할 점은 분석 시 취업기간이 정규직에 비해 짧은 비정규직과 상대적 으로 긴 비임금근로자를 모두 비정규직으로 규정하여 분석했기 때문이라고 사료된 다. 당연한 규결이겠지만 대기업일수록, 임금이 높을수록, 그리고 일의 성격이 자신 의 교육수준에 맞을수록 직장을 그만둘 확률이 낮다는 점(취업기간이 길다는 점)이 통계적으로 매우 유의하게 나오고 있다.

(모델 4)는 이미 언급한 바와 같이 첫 직장에 근무하다 그만둔 청년층을 대상으 로 분석한 결과이다. 여기서는 이들의 근무기간을 종속변수로 일반회귀분석한 결과 이다. 먼저 남성이 여성에 비해 통계적으로 유의하게 근무기간이 짧은 것으로 나오 고 있다¹⁵⁾. 그리고 대졸이 상대적으로 근무기간이 짧은 것으로 나온 반면 대기업이 중소기업보다, 월임금이 많을수록 그리고 일의 내용이 교육수준에 맞을수록 근무기 간이 늘어남을 알 수 있다. (모델 4)는 타 모델과는 달리 직장을 그만둔 사유가 있 는데 자발적인 이유로 그만둔 경우가 비자발적인 경우에 비해 근무기간이 짧은 것 으로 매우 유의하게 나오고 있다. 이는 앞의 취업기간 분포의 분석의 결과인 청년층 의 고용불안정성, 크게는 높은 실업률이 청년층 자신에도 문제가 있음을 재확인해 주는 실증 분석이라고 생각된다.

15) 이는 취업분포의 결과와 일치한다.

<표 IV-3> 계량분석

모델1 모델2 모델3 모델4

성별 -0.173(0.097)^* -0.011(0.098) -0.048(0.099) -7.596(1.618)^***

연령 1.327(0.293)^*** 1.389(0.292)^*** 1.358(0.292)^*** 0.667(5.417) 연령*연령 -0.028(0.006)^*** -0.029(0.006)^*** -0.028(0.006)^*** 0.035(0.107) 학력별 대졸 이상 -0.012(0.086) 0.156(0.087)^* 0.107(0.088) -4.362(1.426)^***

졸업년도 -0.143(0.024)^*** -0.125(0.024)^*** -0.112(0.024)^*** -0.499(0.426)

고용형태 정규직 0.178(0.101)^* 0.185(0.101)^* 1.983(1.597)

사업체수 300인

이상 -0.287(0.106)^*** -0.269(0.107)^*** 4.569(1.687)^***

월평균임금 -0.008(0.001)^*** -0.007(0.001)^*** 0.059(0.015)^***

교육수준 대비 일의

내용

수준 맞음 -0.364(0.086)^*** 3.293(1.377)^***

전공대비

일의 내용 전공 맞음 -0.011(0.086) 0.649(1.374) 직장 그만둔

이유 자발적 -3.436(1.318)^***

주: ( ) 안은 표준오차, *(^{ }), **(^{ }),***(^{ })이하에서 유의하다는 의미

Ⅴ. 요약 및 결론