인구·가구특성의 변화가 소득분배구조에 미치는 영향 분석 연구

KERI 정책제언 15-06

인구·가구특성의 변화가 소득분배구조에 미치는 영향 분석 연구

: 무직가구, 부녀자가구 특성 및 인구고령화를 중심으로 ^*

본연구는미시모의실험기법을활용하여경제적요인과경 제외적 요인이소득불균등에미치는영향을분석하는데주 안점을두었다. ^{실업가구에대한대리변수로무직가구}, ^이혼이 나저출산・^{고령화등의영향분석을위해부녀자가구와노인} 가구를통제변수로 사용하여이들가구의 비중변화가소득 불균등도에미치는영향을모의실험을통해지니계수를기준 으로추정하였다. ^{무직가구비율과노인가구비율은소득불} 균등도와정(+)^{의관계가존재하는것으로분석되었다}. ^부녀자 가구의경우종전에는해당가구비율의상승이소득불균등도 확대에기여하였으나최근에는그효과가유의미하지않은수

준으로 작아진것으로분석되었다. ^{가구주가경제활동연령에} 해당되는무직가구의 경우해당 가구의비율이 증가하면 소 득불균등도를 확대시키지만, ^{소득불균등도를확대시키는 한} 계기여도는시간이경과하더라도 종전과비슷한수준인것으 로 분석되었다. ^{이와달리노인가구의 경우에는시간이경과} 할수록 노인가구비율의증가가지니계수를확대시키는한계 기여도는점차커지고있는것으로분석되었다. ^{이는노인빈곤} 가구의빈곤갭이확대되고있음을시사한다. ^{소득분배구조의} 안정화를위한정책을전개함에있어서는노인복지문제가중 요할수있음을시사한다.

*  본 연구는 성명재의 2001년도 연구(『소득분배 변화 추이와 결정요인 분석: 도시가구를 중심으로』, 연구보고서 01-01, 한국조세연구원)를 모태로 연구방법론을 확장·

개선하고 연구자료를 업데이트하여 작성하였음.

Ⅰ. 서론

본연구는미시모의실험(micro-simulation) ^방법을이 용하여일반가계의인구학적 가구특성변화가소득분배 구조에 미치는영향분석을주된목적으로한다. ^구체적 으로는무직가구 비율, ^{부녀자가구비율}, ^{노인가구 비율} 등을주된분석대상으로한다.

최근의소득분배관련연구들의연구결과를집약해보

면, 1990^{년대중반이후우리나라가계의소득불균등도가}

빠르게증가하다가최근안정적인모습을보이고있다고 한다. ^{소득분배구조에영향을미치는경제적또는경제외} 적여건(^예: ^{실업률상승에 따른무직가구비중증가}, ^이 혼・^{배우자사망}・^{미혼모증가등에따른부녀자가구또는} 편부모가구비중증가, ^{인구고령화에따른고령가구비중} 의급증등)^{이매우빠르게변화하고있다}. ^{이들요인들의} 변화가소득분배구조에미치는영향도점차확대되고있 는것으로추정된다.

흔히소득분배구조의변화는경제적요인에의해주도 된다고생각하는경향이 있다. ^{경제외적요인의 변화도} 소득분배구조에미치는영향이무시할수없을정도로클 것으로생각된다. ^{그러나 우리는경제적인요인에 의해} 소득분배구조가 영향을 받으며, ^{비경제적 요인}・^특성이 변화함에따라소득분배구조가변화하고있는현실을제 대로인식하지못하는 경향이있다. ^{이로인해소득분배} 구조변화의동인(^動因)^{에대해제대로 인식하지못하거} 나또는잘못된판단을내림으로써분배구조개선을위한 정책대안을모색함에있어적절하지못한정책방안을도 출할가능성이상존한다. ^{정책오류가능성을원천적으로} 방지하기 위해서는소득분배구조의변화에대한올바른 이해와, ^{경제적요인은물론이고간과하기쉬운경제외적} 요인에의한분배구조 영향・^{효과에대한기초연구가필} 요하다.

본 연구는경제적 요인은물론이고 경제외적요인이

소득불균등도에 미치는 영향을추정함으로써 소득분배 구조 변화의주요동인별 변화기여도를분석하고자 한 다. ^{경제적요인가운데실업률상승에따른무직가구비} 중증가, ^{비경제적요인가운데인구학적특성변화}(^예: ^이 혼・^{배우자사망}・^{미혼모증가등에따른부녀자가구비중} 증가, ^{인구고령화에따른고령가구비중의급증등})^에의 한소득분배영향을표본가중치조정을전제로한모의실 험을통해추정한다. ^{그럼으로써소득분배구조에대응한} 정부의재분배정책방향수립을위해정책시사점및기초 정보자료를제공하여정부정책수립・^{집행에기여하고자} 한다.

본 연구에서는상대소득격차에대한용어를정의함에 있어 ‘소득불평등’이 아닌‘소득불균등’을 사용한다. (^상 대)^{소득격차를 의미하는영어원문} income inequality^는 본래의 의미상‘불평등’을의미하지않는다. ^{그러나우리} 나라에서는그동안‘불평등’으로오역되어관행적으로널 리 사용되어왔다. ^{불평등이라함은상당한 정도주관적} 가치판단이개입된의미를지닌다. ^{그러나실제로} income

inequality^{를 측정하는각종지표 어디를보아도소득의}

균등한 정도또는불균등한정도를측정할뿐평등・^불평 등과관련된 부분은없다. ^{이점에주목하여 본연구에서} 는영어원전에보다충실할뿐만아니라의미상더정확 한의미를지니는소득불균등도를사용한다.

본연구의구성은다음과같다. ^{제Ⅱ장에서는주요요} 인별소득불균등기여도를분석한기존의관련연구를고 찰한다. ^{아울러가구특성변화의소득불균등 영향을분} 석하기 위한분석방법과 분석자료를 소개한다. ^지난 30 여년간소득불균등도의변화추이도살펴본다. ^제Ⅲ장에 서는 무직가구비율을포함하여부녀자가구와 노인가구 등의가구특성변화가소득불균등도에미치는영향을추 정・^분석한다. ^{제Ⅳ장에서는경제적또는경제외적 요인} 이소득불균등도에미치는영향분석결과를토대로정책 시사점에대해간략히논의한다.

Ⅱ. 소득불균등도의변화추이 1. 기존 연구 고찰

소득불균등도에대한연구는비교적풍부하지만소득 분배구조(^{또는 소득불균등도})^{의 결정요인이나인구학적} 특성・^{요인변화효과를분석한연구는별로없다}. ^이와직 접적인관련성은크지 않지만부분적으로소득종류별・ 소득원천별또는특정집단간・^{집단내소득불균등도요} 인분해(inequality decomposition by factor components

or groups) ^{등을 연구한 연구는 다수 존재한다}. ^연구

방법론상 소득불균등도(income inequality)^{의 분해방} 법에 대한기초연구로는, ^{전자의 경우} Fei et al.(1978), Shorrocks(1982), Lerman and Yitzhaki(1994) ^{등이대표적} 이다. ^{후자의경우에는} Shorrocks(1984)^와 Silber(1989) ^등 이대표적이다. ^{이들분해방법등을응용하여우리나라에} 적용한연구들을간략히정리하면다음과같다.

전자와 관련하여, ^정진호・^최강식(2001)^{은 소득원천별}

분해및가구주연령, ^{학력등의요인별분해를 통해소} 득원천및 가구주연령기준의인구구조변화가 소득불 균등도의 변화에기여한부분을분석하였다. ^구인회・^임

세희(2007)^{는 소득원천별분해를통해 시계열적으로근}

로소득이소득불균등도에미친영향을추정하였다. ^손병 돈(2009), ^김진욱・^정의철(2010), ^박상우・^김상환(2013)^은

Lerman・Yitzhaki ^{분해를통한소득원천별소득불균등도}

변화기여도를분석하였다.

후자와관련하여, ^남상섭외(2005)^는 Shorrocks (1984) 분해를 통한연령집단 내・^{연령집단 간 소득불균등도의}

변화를분해하고, ^{이를두시점간에차분}(differencing)^하

여요인별소득불균등도변화기여도를분석하였다. ^정의

철・^김진욱(2007)^은연령・^학력, ^{취업자 수등의가구특성}

을기준으로, ^{대수편차평균}(MLD: mean log deviation) ^지 수를집단간・^{집단내불균등도로분해하고두시점간에} 차분하여분석하였다. ^학력, ^{연령효과등의요인별소득} 불균등도변화기여도를분석하였지만본격적으로인구고 령화등의소득불균등도의변화기여도를 분해・^추출하는

데 이르지는않았다. ^정광수(2000)^{는 중심소득순위라는}

새로운개념의소득불균등지수를기준으로가구특성(^가 구원수, ^취업인수, ^{가구주연령등})^{별소득불균등변화를} 분해하여분석하였다.

연령집단 등 인구학적 요인변화가 소득불균등도에 미치는 영향을 추정한외국문헌도 다수존재한다. Chu and Jiang(1997)^은 Fei et al.(1978)^{의지니계수 분해방법} 을 응용하여 연령집단 간비중변화를 기준으로 지니계 수를 분해하여 연령집단 간 표본비중의 시계열적 변화 와 지니계수변화기여도를연도별로추정하였다. Barett,

Crossley, and Worswick(2000)^{은호주를대상으로연령그}

룹을구분하고 Atkinson ^{지수를 분해하여연령집단간}・

연령집단내소득불균등도를추정하였다. ^{시간이경과함}

에 따라연령집단간 Atkinson ^{지수의비중이완만하게}

증가하는 추세를보인다는결론을 도출하였다. Chevan

and Stokes(2000)^{는미국의주요광역도시}(metropolitan

areas) ^{등을중심으로} 1970^∼1990^{년기간을 대상으로부}

녀자가구주가구, ^노인가구, ^{실업가구 비율등각종가구} 특성의변화가지니계수에미친영향을회귀분석을통해 통계적유의성을 검정하였다. ^{부녀자가구주가구 비율의} 변화가지니계수에 대한회귀분석계수추정결과가통계 적으로유의하게추정되었다. ^{실업가구비율}, ^{고령자가구} 비율도부분적으로유의한것으로추정되었다.

소득불균등도의요인별 변화기여도나결정요인을분 석한 연구 중에서는 상기 연구에서 분해방법을 이용하 여 분석한것과차별화하여 Chevan and Stokes(2000)^와

6) 중국의 환율과 중국의 수출입을 검토한 논문의 예는 Ahmed(2009), Garcia-Herrero and Koivu(20090, Baak(2011), Thorbecke and Smith(2010), Huh and Zhu(2014) 등이 있다.

7) WTO의 자료는 이 추세를 다음과 같이 요약하고 있다. “In 2000, on the eve of its access to the WTO, China began to emerge as the third economic giant. The country entered the arena with strong production linkages to the Republic of Korea and Chinese Taipei. It then gained access to Japanese supply chains through the latter.”(p.74, WTO and IDE-JETRO, 2011)

유사하게회귀분석을응용한 연구도있다. ^윤기중(1999) 은회귀분석방법을응용하여소득유형별특성을파악하 고이를토대로상이한 시점간 비교정태분석을통해근 로소득과 재산소득이소득불균등도의변화를대부분설 명한다는결론에도출하였다. ^김연희・^이희선(2009)^은회 귀분석을통해경제적요인, ^{노동사회요인}, ^조세요인, ^복 지정책요인의네가지를대상으로소득불균등도의결정 요인을분석하였다.^{1)이와유사한분석틀 하에서} Zhong

(2011)^{은중국농촌지역에서인구고령화가소득불균등도}

에미치는영향을회귀분석을이용하여분석하였다. ^다만 이들의연구는인과관계분석이나여타의인구학적요인 분석에는이르지못하였다.

상기연구들의공통점은대부분소득불균등도의분해 방법등을이용하여상이한시점사이의소득불균등도변 화를요인별로차분하여분석하는방법을취하고있다는 것이다. ^{이런방법을 통해인구학적요인변화등을포함} 하여다수요인별소득불균등도의변화추이를추정하였 다. ^{그렇지만두시점사이의요인별지수차이만을추정} 할뿐, ^{명시적으로인구학적요인별소득불균등도의한계} 기여도분석에는이르지못하고있다.

성명재・^박기백(2009)^{의연구에서는가구주연령별표}

본가중치를 시계열적으로변화시키는 방법을이용하여 인구고령화가 소득불균등도에미치는 영향을분석하였 다. ^{두시점사이에는소득변수와가구주 연령대별표본} 가중치가동시적으로변화한다. ^{이들은상기의 변화를} 2 단계로 구분하여 분석하였다. 1^{단계에서는 소득변수를} 초기시점에고정시키는 대신가상적으로연령별표본가 중치를목표연도의가중치로변화시키고, 2^{단계에서는가}

중치가 (^{목표연도에}) ^{고정된 상태에서소득변수를변화} 시키는방법을통해중간단계에서관찰되지않았던가상 적인상태의 소득분배상태(^{초기연도의소득변수}+^목표연 도의표본가중치의결합)^{를추정하는방법을제안하였다}. 이들의연구가인구고령화의소득불균등기여효과를본 격적으로 분석하였다는점에서상기의연구들과차별성 을 지닌다. ^{아울러 이들의연구는인구구조를포함하여} 각종인구학적요인의변화가소득불균등도에미치는한 계영향을분석하고자하는본연구의연구방법론에시사 하는바가크다.²⁾

본 연구는특정가구특성 변수에대한표본가중치값 을조정하여모의실험을통해영향력을추정하는상기연 구의연구방법론을일부차용하여, ^{가구특성의변화가소} 득불균등도에 미치는영향을 추정・^분석한다. ^무직가구, 부녀자가구, ^{노인가구등의비율변화가소득불균등도에} 미치는영향을미시모의실험(microsimulation)^을통해분

석한다. ^{이런점에서본연구는} Chevan and Stokes(2000)

의연구와도차별화된다. ^{본연구의구체적인분석방법에} 대해서는아래에서간략히살펴본다.

2. 분석자료와 분석방법

가. 분석자료

1982^∼2013^{년 의 통 계 청} 가 계 동 향 조 사(HIES:

Household Income and Expenditure Survey)^{의원시자료} 를 연간화한 자료를사용한다.^{3) 통계청가계동향조사자} 료는 가구주및가구원정보와주거형태, ^교육・^학력, ^연 령, ^성별, ^{종사상지위}, ^직업, ^{종사업종등다양한 인적특}

1) 이들의 연구에서 회귀분석 시 종속변수와 설명변수 사이에 잠재적으로 내생성이 존재할 수 있는 것으로 추정된다. 만약 내생성 문제가 존재한다면 도구변수법 등 여타의 분석방법이 요구된다.

2) 본 연구의 분석결과를 먼저 살펴보면, 인구고령화는 노인가구 비율의 상승을 의미하고 이는 소득불균등도를 확대시킨다. 이는 방법론상 성명재·박기백(2009)의 연구와 차별화된 방법으로 분석하 였으나, 두 연구의 분석결의 결과가 서로 동일한 결과를 나타내고 있어 두 연구의 결과가 일맥상통함을 유추할 수 있다.

3) 가계동향조사자료는 본래 월단위로 작성되며, 분기단위로 제공된다. 분기자료의 연간화를 위해 4개분기의 자료가 모두 존재하는 가구만을 대상으로 하고, 하나 이상의 분기에서 자료가 누락된 가 구는 연간화 대상에서 제외하였다. 이는 Sung (2002)에서 가계동향조사자료를 대상으로 분석한 결과 분기자료의 경우 계절성이 존재하는 것으로 판정된 데 근거한다. 따라서 가계동향조사자료 분기자료의 경우 계절성(seasonality)이 존재하기 때문에 누락된 분기자료의 소득·소비정보를 다른 분기의 자료로 추정할 수 없기 때문이다. 이 경우 4개 분기자료가 모두 존재하는 가구만을 대상 으로 하면 불가피하게 선택편의(selection bias)가 발생한다. 이 역시 Sung (2002)에서 검정한 결과에 기반을 둔다. 선택편의를 제거하기 위해 성명재(2002, <부록 Ⅰ>의 제4절, 173쪽)에서 제안하 였듯이 근린추정법(nearest neighbor estimation)을 활용하여 누락된 가구의 표본가중치를 일정한 기준에 의해 가장 가까이에 위치한 표본가구에 이전하는 방법을 이용하였다. 이에 대한 상세한 내용은 각각 Sung (2002)와 성명재(2002)를 참조하기 바란다.

지니=

성정보와, ^{가구의소득및소비지출전반에걸쳐상세한} 정보를제공하므로, ^{소득및 소비지출특성을 분석함에} 있어매우풍부한정보를제공해준다.^{4)따라서본연구와} 같이소득불균등도와가구특성변화에따른영향을분석 하는경우동자료는필요한정보를풍부하게제공하므로 분석에적합한자료인것으로판단된다.

가계동향조사자료는 1982^{년부터원시자료가제공되고} 있다. ^{분석대상기간은원시자료가이용가능한} 1982^년부

터가장최근시점인 2013^{년까지를대상으로한다}.

가계동향조사자료는기간별로자료의 포괄범위가상

이함에유의할필요가있다. 1982^∼2002^년동안은 2^인이

상도시지역에 거주하는가구(^도시가구), 2003^∼2005^년 동안은 2^{인이상전국단위의가구}(^전국가구), 2006^∼2013 년의경우에는 1^{인 가구까지포함한전국단위의 자료를} 대상으로자료가구축되어있다.⁵⁾

아래에서는편의상 HIES^{를가계동향조사자료에 대한} 약칭으로사용한다.

나. 분석방법

지니계수는로렌즈곡선(Lorenz curve)^{으로부터도출} 된다. ^{보다구체적으로는} 45^{도선아래의도형면적을분} 모로하고, 45^{도선과로렌즈곡선사이의 도형면적을분}

자로하는비율로정의된다. HIES ^{자료는층화무작위추출}

(stratified random sampling)^{방법으로추출된표본자료이}

므로가구별로표본가중치가상이하다. ^{이러한배경하에} 서지니계수를수식으로표현하면다음과같다.

지니 = (1) 여기서 는로렌즈곡선, ^는표본가

중치, ^{는전가구의총소득을분모로하여환산한해당가} 구의소득비중을나타낸다. ^{지니계수는소득의상대수준} 만을 고려하므로명목소득대신소득비중을 사용하여도 아무런 문제가없다. ^{본절에서 소득비중을사용하는것} 은 동자료가층화무작위표본이기때문에표본가중치를 사용하는경우소득비율로표시하는것이편리하기때문 이다.

HIES ^자료가 n^{개의 가구}(i=1,2,^…,n)^{로 구성되어 있}

으며, ^{표본은 특정한 그룹}( )^{과 여집합}( )^{의 분할}

(partition)^{로구성되어있다고하자}. ^{전체가구의표본가중}

치의합은 1^{이므로다음의관계가성립한다}.

(2)

만약각가구유형내소득 에는아무런변화없이, (^인 구학적측면에서) ^{가구특성만변화하여특정그룹 에귀} 속되는가구의비율이변하는경우에는 가 으 로변화한다. ^이때식 (1)^{에내재되어있는로렌즈곡선은} 에서 로변화한다. ^따라서지 니계수의값도변화한다. ^{가상적으로특정그룹 에귀속} 되는가구의표본가중치(^의합), ^{즉 를임}

의적으로 1% ^수준에서 30%(^또는 50%) ^수준으로 1%p^씩

변화시킨후이를토대로모의실험(simulation)^을통해각

각에대응하는지니계수를추정할수있다. ^{이때 의가} 상적인표본가중치와지니계수의관계를단순회귀분석을 통해 추정하면표본가중치 1%p^{당평균적인 지니계수의} 변화량을구할수있다.^{6)회귀분석대신표본가중치의변}

량증분(1%p)^{당지니계수의변량증분의산술평균값으로}

그값을구할수도있다. ^{그러나양자의차이가사실상거} 의동일하기때문에본연구에서는회귀분석으로평균값

4) 가계동향조사자료가 소득과 소비지출 등과 관련하여 풍부한 정보를 제공하지만 자산·부채 상황 등에 대해서는 정보를 제공하지 않고 있다.

5) 가계동향조사자료의 경우 농어가를 제외하고 있으며, 기타 숙박업경영가구 등 가구 내에 일반적인 가구원으로 보기 어려운 가구 등 일부를 제외하고 있음에 유의하기 바란다.

6) 이 때 회귀분석은 인과(causality)관계를 규명한다기보다는 사후적 상관관계를 나타내는 것으로 보는 것이 보다 적절한 것으로 판단된다. 한편 회귀변수인 임의의 표본가중치는 확률변수가 아니라 일정하게 주어진 숫자이므로 엄밀한 의미에서 본다면 단순회귀분석은 고전회귀모형(classical regression model)에 귀속된다고 볼 수도 있다. 그런 경우라면 더더욱 인과관계 등에 기반을 둔 내생 성(endogeneity) 문제 등은 걱정할 필요가 없다.

을추정한다. ^{이를통해가구특성의변화를 의표본가중} 치의변화로대변하는경우, ^{가구특성의변화가지니계수} 에미치는한계적변화를상기회귀분석을통한계수추정 치의값으로유추할수있다.

아래에서는각가구특성을무직가구(^{특히경제활동가} 능연령인구, 65^{세미만기준}), ^{부녀자가구주가구}, ^노인가 구(60^{세 또는} 65^{세 이상가구})^{로분류하고}, ^{각각에대해} 모의실험을통해이들특성의가구비율변화가지니계수 에미치는영향을추정하고회귀분석을통해단위당한계 기여도를추정한다.

3. 소득불균등도 변화추이

본절에서는소득불균등도변화추이에대한이해증진

을위해성명재(2015)^{의추정결과를인용하여지난} 30^여

년간우리나라지니계수의변화추이를간략히살펴본다.

<^그림 1>^은성명재(2015)^의 <^그림 2>^{를인용하였다}. <^그

림 1>^{에서보듯이지난} 30^{여년간우리나라} 2^{인이상도시가}

구의 소득불균등도를 나타내는지니계수는완만한 U^자 형태의모습을나타내었다. 1980^년대와 1990^{년대초에걸} 쳐상대소득격차는현격하게축소되는모습을보였다. ^그

와반대로 1990^{년대중반이후} 2000^{년대중반까지는상대}

소득격차가빠르게확대되는추세를보였다. ^이후 2000^년

대말부터최근(2013^년)^{까지는소득불균등도가비슷하거}

나다소완만하게축소되는패턴을보이고있다. ^이런모 습은 시장소득, ^총소득, ^{가처분소득등을포함하여 여러} 가지 유형의소득모두에서거의 일치된모습을보이고 있다.

성명재(2015)^{도지적하였듯이지니계수의변화방향은}

소득종류에관계없이매우유사한패턴을보이는데, ^시 간이경과할수록소득종류간지니계수의거리가완만하 게넓어지고있는것을볼수있다. ^{여러가지요인이있겠} 지만, ^{일차적으로각단계별소득구성항목}(^예: ^이전소득 등) ^{또는소득차감항목}(^예: ^소득세, ^소비세등)^의소득재 분배효과가완만하게커지고있기때문에나타나는현상 으로해석할수있는것으로생각된다.

0.34

0.32

0.30

0.28

0.26

0.24

0.22

1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012

〈그림 1〉 주요소득종류별지니계수변화추이(HIES 2인이상도시가구기준)

자료: 성명재(2015)의 [그림 2]에서 인용.

시장소득 민간소득 총소득

가처분소득 세후소득 최종소득

Ⅲ. 인구·가구특성의변화와소득불균등도영향 1. 무직가구 비율 변화의 소득불균등도 영향

본절에서는 무직가구 비율이소득불균등도, ^{즉 지니} 계수에 미치는 영향을 분석한다. ^{원론적으로는실업가} 구비율의변화가소득불균등도에미치는영향분석이흥

미롭다. ^그러나 HIES ^{자료는실업가구여부에대한정보}

가없고, ^{대신무직가구여부에대한정보가있다}. ^따라서 무직가구를실업가구에대한대용, ^{또는대리변수}(proxy

variable)^{로사용하여실업가구대신무직가구의 영향을}

분석한다.

가. 무직가구 비율의 변화추이

본 절에서는무직가구가소득불균등도에미치는영향 을분석한다. ^{무직가구가운데에는은퇴연령기인} 65^세이 상노인가구도다수포함되어있다. ^{노인가구는원천적으} 로노동시장에적극적으로참여하기어려운가구가다수 이므로, ^{경제적요인에의한무직가구의소득불균등영향} 을 분석하기위해서는 경제활동가능연령인구기준의무 직가구(65^세미만)^{를대상으로분석하는것이적절하다}.⁷⁾ 따라서본절에서는가구연령 65^{세미만가구중무직가} 구를대상으로논의한다.

먼저 <^그림 2>^와 <^그림 3>^은각각 HIES ^{자료를대상으} 로 전체무직가구및 65^{세미만무직가구의비율변화추}

35

30

25

20

15

10

5

0

2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012

주: 기본정보는 통계청의 통계DB 기준. 상세 정보는 <부표 1> 참조.

〈그림 2〉 무직가구비율추이(HIES)

단위: %

〈그림 3〉 65세미만무직가구비율추이(HIES)

단위: %

10.8 11.410.8

9.8

10.58.8 10.0

8.0 8.28.98.310.8 11.311.3

4.4

11.7 19.020.5

19.418.2 16.6 19.6 20.020.4

26.927.6 30.1 28.9

26.1 25.5 26.025.6

6.5

1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012

35

30

25

20

15

10

5

0

1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012

2인 이상 도시가구 2인 이상 도시가구

2인 이상 전 가구 2인 이상 전 가구

전 가구 전 가구

9.6 8.6 10.310.2

9.9 7.55.69.07.28.07.2

6.78.4 8.6 8.78.9

16.0 16.7 15.3 14.1

11.713.8

14.015.515.5 15.8 13.615.1

12.211.310.9 14.1

4.5 4.3 4.1 3.9 3.7 3.5 3.3 3.1 2.9 2.7

4.0

3.6

3.3

3.7 3.7

3.5

3.2 3.2

3.6

3.7

3.4 3.2

3.1

〈그림 4〉 실업률변화추이(통계청)

단위: %

7) 성명재(2001)에서는 연령의 구분 없이 모든 무직가구를 대상으로 분석하였다는 점에서 본 연구와 차이가 있다.

이를나타낸다. ^{기간에따라가구포괄범위가 차이가있} 기때문에정확한추이분석은어렵지만, <^그림 2>^에의하 면 대체로무직가구비율이상승하는추세를보이고있

다. ^다만 <^그림 3>^{에서보듯이노인무직가구를제외하면}

과거에비해뚜렷하게무직가구비율이더높다고보기는

어렵다. <^그림 4>^{는통계청에서집계한최근의실업률동}

향이다. ^{실업률과무직가구비율사이에는상관관계가상}

당히높은것을볼수있다. HIES ^{자료는기간별로가구포}

괄범위가상이한 만큼, ^{전 가구를대상으로하는} 2006^년

부터의기간을대상으로 양자사이의관계를보면, ^경기 변동에따른실업률변화와무직가구비율의변화추이가 상당히유사한것을볼수있다.

나. 무직가구 비율 변화의 소득불균등도 영향

무직가구비율의변화가지니계수에미치는영향은, ^간 접적으로 경기변동에따른실업률의 변화가지니계수에

미치는영향과 관련성이높다고 할수있다. 1982^∼2013

년의 HIES ^{자료를대상으로} 65^{세미만무직가구 비율을}

가상적으로 1%^에서 30% ^사이에서 1%p^{씩조정하였을경}

우모의실험을통해지니계수를추정하였다. <^그림 5>^는 대표적인몇개년도를대상으로추정결과를보고하였다.

<^그림 5>^{에서보듯이가상적으로 무직가구의 비율을}

확대하면, ^{지니계수는더큰값을가지는것으로추정되} 었다. ^{다만분석대상연도에 따라지니계수 증가분의크} 기, ^{즉지니계수기울기는다소상이하게추정되었다}.

<^그림 5>^{에서추정한 지니계수모의실험추정치를기}

준으로각연도별로지니계수곡선의기울기평균을추정 하기위해단순회귀분석을시행하였다. 2013^{년자료를기} 준으로총소득지니계수값을피회귀변수로회귀한회귀 분석결과는아래와같다.

지니계수 = 상수 + 계수·65세미만무직가구비중 (3) (계수값) -0.0029047 0.0002566

(표준편차) (0.0000528) (0.0000030) (t-값) (-55.0245143) (86.3006274)

R²(조정 R²) 0.9962546 (0.9961208) (표본수 30)

식 (3)^{의 추정결과에의하면}, 2013^년현재, 65^세미만

〈그림 5〉 65세미만무직가구비율의임의적조정시지니계수변화(HIES)

주: 가구주가 65세 미만인 경제활동인구 대상의 가구 중 가구주가 무직인 무직가구의 비중을 1∼30% 사이에서 1%p씩 조정한 경우 모의실험을 통한 지니계수 추정치 기준

0.01 0.03 0.05 0.07 0.09 0.11 0.13 0.15 0.17 0.19 0.21 0.23 0.25 0.27 0.29

0.36

0.34

0.32

0.30

0.28

0.26

0.24 지니

무직가구 비율

1982 1990 2000 2005 2013

무직가구의비율이 1%p^{씩증가하면지니계수는평균적으}

로 0.0002566^지니p^{씩증가한다고할수있다}. ^이는 2013

년지니계수값 0.33272^의 0.077%^{에해당한다}. ^예를들어, 만약 65^{세미만무직가구비율이현재수준보다} 5%p ^증가 하면, ^{지니계수는} 0.33400^으로약 0.39% ^{증가한다고할수}

있다. ^{이러한방법으로} 1982^∼2013^{년 기간각각에대해}

회귀분석을통해기울기를추정하면 <^그림 6>^과같다.

<^그림 6>^{에의하면가구주연령이} 65^{세미만이면서무}

직가구인가구의비율이 1%p ^{증가할때마다나타나는지}

니계수의한계증가분을나타낸다. 1982^∼2013^년기간동

안 1986^∼1987^년의 2^{개 년도를제외하면}, ^{상기의한계}

증가분은양(+)^{의 값을나타내었다}. ^{이는무직가구 비율} 이증가할경우지니계수도함께증가하여소득불균등도 가확대됨을시사한다. ^{기간별로는} 1982^∼2002^년동안 2 인이상도시가구의경우한계기울기값은대체로 0.0002

∼0.0006^지니p, 2003^∼2005^년의 2^{인 이상 전국가구는}

0.0005^∼0.0007^지니p, 2006^∼2013^{년의전가구는} 0.0002

∼0.0009^지니p^{의값을가지는것으로추정되었다}. ^기간

에 따라가구포괄범위의차이가 있기때문에전 기간을 대상으로상기기울기값의변화가어떤패턴을보이는지 분석하기는어렵다. ^특히 2006^{년이후전가구대상의경} 우를보면, ^{무직가구비율이실업률변화추이와비슷하게}

움직인다. ^{뿐만아니라특히} 2010^{년이후에는기울기값}

이무직가구의비율과유사한형태로하락하는모습을보 이고있다.

지니계수의한계기여도(^즉, ^기울기)^는, ^{빈곤갭의크기} 를간접적으로반영해주는것으로해석할 수있다. ^이를

테면, ^{기울기의값이 크다는것은무직가구 비율이} 1%p

증가할때마다지니계수, ^{즉소득불균등도의증가분이더} 커진다는것을의미한다. ^{이는간접적으로무직가구의빈} 곤한정도를나타내는빈곤갭이더크기때문에무직가구

비율이동일하게 1%p ^{증가하더라도지니계수확대기여}

도가더커진다는것을의미한다. ^{그런의미에서기울기}

값의 변화추이는빈곤갭의변화추이를 간접적으로나타 낸다고볼수있다.

성명재(2015)^{는가구주의연령에관계없이무직가구전}

체를대상으로무직가구비율이증가할때지니계수의한 계변화효과를시계열적으로추정하였다. ^그결과는 <^부그 림 1>^과같다. <^부그림 1>^{에따르면시계열적으로한계기} 여도(^{기울기 값})^{는 지속적으로상승하는추세를 보인다}. 그에반해노인무직가구를제외하고분석한본연구의추

정결과(<^그림 6>)^{에서는시계열적으로뚜렷한패턴을찾}

을수없다. ^{최근에는경기변동}(business cycle) ^사이클에

따라실업률하락에맞추어기울기값도함께하락하는패 턴도일부보였으나, ^{시계열적관점에서볼때뚜렷한변} 화패턴을찾기어렵다고할수있다. ^{오히려전체적으로는} 일정한 진폭을보이면서도무직가구 1%p^{당지니계수변} 화기여도가대략 0.0005^지니p ^{부근에서안정적인모습을} 보인다고하는것이보다적절한해석이라고할수있다.

경기변동에의한실업률의변동이소득불균등도에미 치는영향은 크게실업률수준과 실업률 1%^{당지니계수} 상승기여도의곱으로분해할수있다. ^{상기의추정결과에} 기초해보면, ^{실업률단위당}(^예: 1%p)^{당 소득불균등도확} 대기여도가 0.0005^지니p ^{수준에서안정적인값을가지는} 만큼, ^{실업요인 등과같이경기변동에 의한무직가구 비} 율의변동이소득불균등도에미치는영향은실업률(^또는 무직가구비율)^{의변화량에평균적으로비례하는모습을} 보인다고할수있다.

본연구와달리성명재(2001, 2015)^{의연구는노인가구}

를포함하여무직가구비율을임의적으로조정하였을때 모의실험을 통해지니계수에미치는한계변화기여도(^기 울기)^{를추정하였다}. ^그결과, ^{기울기는시계열적으로계} 속 상승하는추세를보였다. ^{이들연구와 상기의분석결} 과사이에는일견모순적인결과가존재하는것처럼보인 다. ^{그러나 양자사이에는무직가구대상중노인가구의} 포함여부가다르다는본질적차이가있다. ^{본연구는비}

노인무직가구만을 대상으로한다. ^{따라서 위의두 가지} 사항을결합해보면, ^{노인무직가구를포함하여전체무직} 가구를대상으로하면무직가구비율이증가할때소득불 균등도가확대되는단위당기여도가최근시점에가까워 질수록커지지만, ^{노인가구를제외하면소득불균등도변} 화기여도는일정수준에서크게변하지않는다고할수 있다. ^{이는시계열적으로무직가구비중이계속증가하고} 있는가운데노인가구비율의빠른증가추세가소득불균 등도를추가적으로확대시키는주된요인이라는점을유 추할수있다. ^{실제로아래절에서노인가구비중의상승} 이소득불균등도를크게확대시키고있다는하기의분석 결과도이를뒷받침해준다.

2. 부녀자가구 비율 변화의 소득불균등도 영향

본절에서는가구주가여성인부녀자가구주가구의특 성변화가소득불균등도에미친영향을분석한다. ^성명재

(2001)^에의하면, ^{부녀자가구주가구의비율증가가 소득}

불균등도를확대시키는효과가있다고한다. ^이는 1990^년 대이후이혼율이급상승하였던추세에비추어볼때이혼 의 증가역시소득불균등도를확대하는데일정부분기 여하였다는점에서 의미가있다. ^{다만그이후이혼율이} 하향안정화되고있는모습을보이는가운데최근에는부 녀자가구주가구의소득불균등영향이어떻게변화하였는 지에대한후속연구가없어추적연구가필요한상황이다.

본 연구에서는 부녀자가구주가구를편의상부녀자가 구로칭하기로한다. ^{본연구에서부녀자가구는부녀자가} 구주의 연령이 60^{세 미만인경우만을대상으로한다}. ^남 자노인들의 사망률급상승으로인해노인가구에서는부 녀자가구의비율이급상승한다. ^{이는노인가구비중의급} 증현상과 관련이깊다. ^{양자사이에겹치는 부분을제거} 하기위해본절에서는여성가구주의연령을 60^세미만8) 으로한정한다.

가. 부녀자가구 비율의 변화추이

부녀자가구의 주된 형성원인은 시대별로원인이 다

8) 연령 기준을 60세 미만으로 한정한 이유는, 부부 사이에 남편이 부인보다 나이가 더 많은 우리나라의 현실을 감안하여 남자 배우자의 연령이 노인에 해당되는 경우를 제거하기 위해 여성의 나이 를 60세 미만으로 한정하였다.

〈그림 6〉 65세미만무직가구 1%p당총소득지니계수상승기여도추이(HIES)

단위: 지니p 0.0025

0.0020

0.0015

0.0010

0.0005

0.0000

-0.0005

2인 이상 도시가구 2인 이상 전 가구 전 가구

0.0002 0.0003

0.0002

0.00040.0004 0.0004 0.0004 0.0003

0.0003

0.0002 0.0002 0.0001

0.0004 0.0005

0.0005 0.0005

0.00030.0004 0.0009

0.0006

0.0003 0.0002 0.0007

0.0006 0.0004

0.0023 0.0022

0.0004 0.00050.0006

0.0000 0.00

1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012

양하다. ^{경제개발연대이후} 1980^년대와 1990^{년대에이르} 기까지우리나라중년남자의사망률은매우높았다. <^부

표 1>^{에서보듯이통계청에의하면우리나라중년남자의}

사망률은 1980^년대초 1% ^내외(40^대후반∼50^대초반기

준 10^만명당 1^천명내외)^{에이를정도로매우높았으나}

2013^년에는 0.2^∼0.3% ^{수준으로현저하게 감소하였다}.

이와반대로이혼율은 1990^년 0.29%^에서 2003^년 0.87%^로 급상승하였으며, ^{이후다소하향안정화되어} 2010^년부터

현재까지 0.54% ^{수준을유지하고있다}.

이로부터 우리나라의부녀자가구는 1980^{년대배우자} 의 사망에의해 많이형성되었으나, ^{최근에는 상당수가} 이혼증가를 통해형성되는경향을보이고있음을 시사

한다. 1990^∼2013^년동안 45^∼49^{세의중년남자사망률은}

0.2144%p(0.6246%→0.2144%) ^{감소한반면같은기간이}

혼율은 0.25%p(0.29%→0.54%) ^{상승하였다}. ^{다른연령층}

의남자사망률변화추이도이와대동소이하다. ^그러므로 중년남자의사망률하락이대체로이혼증가로대체되면 서부녀자세대를구성하고있음을유추할수있다.

<^그림 8>^{에 보듯이} HIES ^{자료분석결과에 의하면가}

구주 연령이 60^{세 미만인 부녀자가구의비율은} 1982^년

13.5%^에서 2013^년 15.0%^{로소폭상승하였다}. HIES ^자료

와 같은 횡단면 서베이자료의 특성상 부녀자가구 비율 은 일정한표본추출오차(sampling error)^{를포함하고 있} 으나 대체로다소의 등락을보인다. 1^{인 가구까지포함}

하여전가구를대상으로하는시점, ^즉 2006^{년부터최근}

까지의 추이를보면부녀자가구 비율이소폭하락(2007

년 18.7%→2013^년 15.0%)^{하는모습을 보였다}. ^{같은 기}

간 동안 중년남자의 사망률하락(^예: 40^{대 후반 사망률} 0.2632%→0.2144%)^{과이혼율 하락}(0.62%→0.54%)^을감 안하면일정부분부녀자가구비율의하락이이들요인의 변화에기인하는측면도있는것으로보인다.

나. 부녀자가구 비율변화의 소득불균등도 영향

부녀자가구비율을가상적・^{임의적으로조정하는경우} 지니계수는 <^그림 9>^{에서보듯이대체로완만하게 우상} 향하는모습을보이는것으로추정되었다. ^일례로 2013^년

HIES ^{자료를기준으로} 60^{세미만부녀자가구의비중변}

화에대응한지니계수의변화에대한 OLS ^{추정결과는다}

음과같다. ^{기울기추정치는} 0.0000579^이다. ^{이는부녀자}

가구 비율 1%p ^{증가할때마다지니계수가} 0.0000579^지

〈그림 7〉 남자사망률과이혼율의변화추이 〈그림 8〉 60세미만부녀자가구비율추이(HIES)

단위: % 단위: %

주: 통계청 통계DB자료(<부표 1>)를 재구성 주: HIES 저자 추정치 기준

2인 이상 도시가구 2인 이상 전 가구 전 가구 남자사망률(40-44)

남자사망률(45-49) 남자사망률(50-54) 남자사망률 단순계(35-54) 이혼율(남편기준) 3.0

2.5

2.0

1.5

1.0

0.5

0.0

1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013

20

18

16

14

12

10

8

1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012

13.8 15.5

15.9

14.1

12.1 13.313.1 12.312.312.6

11.6

10.8 10.5 13.0

12.7 13.313.4 13.5

15.1 15.9 16.3

14.514.5

11.7

15.0 15.9

15.9 16.6 16.9 17.4

18.7

16.4

니p^{씩증가함을의미한다}. ^{이는총소득 지니}(0.33272)^의

0.017%^{에해당하는값으로매우미미한값을나타낸다}.

지니계수 = 상수 + 계수·부녀자가구비중 (4) (계수값) -0.0009732 0.0000579

(표준편차) (0.0000375) (0.0000021) (t-값) (-25.9449115) (27.3803667)

R²(조정 R²) 0.9639957 (0.9627098) (표본수=30)

상기의방식으로지난 30^{여년간의기간에대해지니} 계수곡선의기울기를추정하면, ^그값이양(+)^의값을가 지는한편시계열적으로기울기의절댓값이점차작아지 는패턴을나타내는것으로추정되었다.

<^그림 10>^은 1982^∼2013^{년기간동안각연도별회귀분} 석결과, ^{기울기추정치만을모아놓았다}. ^{기울기는모두} 양(+)^{의값을가진것으로추정되었다}. ^{이는부녀자가구} 비율의증가는지니계수, ^{즉소득불균등도를상승시켜소} 득불균등도를확대시키는요인으로작용함을시사한다.

그러나 1997^∼1998^{년의경제위기동안일시적으로큰}

값을가진것을제외하고는, ^{추세적으로기울기값이작} 아지는 모습을보이고 있다. ^{특히최근수년간의기울기} 값은거의 0^{에가까운값으로수렴하는추세를보이는것} 으로추정되었다. ^{종전에는중년남자들의사망등으로인} 해 부녀자가구가증가하였고그로인해소득불균등도도 확대시킨 것으로추정된다. ^{과거배우자}(^남편)^의사망으 로형성되었던부녀자가구의증가현상이최근에는이혼 등의증가로인한부녀자가구의증가현상으로상당부분 대체되었다. ^{시계열적으로부녀자가구비율이상당히큰} 등락을보이면서 불규칙하게변화하였으나최근수년간 에는뚜렷하게하락하는추세를보이고있다. ^{부녀자가구} 비율의변화가지니계수에미치는영향은, ^{예전에는확연} 하게정(+)^{의값을나타내었지만최근에는거의} 0^에가까 운 수준으로수렴하고있다. ^{이에따라부녀자가구비율} 의변화가소득불균등도에미치는영향은최근거의사라 지고있음을시사한다.

그런데 이처럼부녀자가구비율과소득불균등도사이 의상관관계가최근거의사라져가고있다는회귀분석결 과는, ^{경제위기를포함하여경기침체기에저소득층을중}

〈그림 9〉 60세미만부녀자가구비율의임의적조정시지니계수변화(HIES)

주: 가구주 연령이 60세 이상인 부녀자가구의 비중을 1∼30% 사이에서 1%p씩 조정한 경우 모의실험을 통한 지니계수 추정치 기준

0.01 0.04 0.07 0.1 0.13 0.16 0.19 0.22 0.25 0.28

0.36

0.34

0.32

0.30

0.28

0.26

0.24 지니

부녀자가구 비율

1982 1990 2000 2005 2013

심으로이혼이증가하면서상대소득격차를확대시킨다는 일반적인주장과 다소간차이를 보인다. ^{그런점에서이} 부분에대해서는심층연구를통해추가적으로원인및사 실규명이필요한것으로판단된다.⁹⁾

3. 노인가구 비율 변화의 소득불균등도 영향

가. 노인가구 비율의 변화추이

최근 우리나라의 인구구조는 급격한 저출산・^고령화

로요약된다. <^부표 1>^{에서보듯이} 65^{세 이상인구비중}

은 1981^년 2.6%^에서 2000^년 7.2%, 2013^년 12.2%^로급 상승하였다. ^{통계청추계가구통계상으로도} 61^세(71^세)

이상가구의비율은 2000^년 17.35%(2.52%)^에서 2013^년

25.51%(12.03%)^{로상승하였다}. HIES ^{자료기준으로추}

정해본결과도이와유사하다. 2^{인이상도시가구의경우} 1982^년 3.8%^에서 2002^년 13.5%^{로상승하였으며}, ^전가구 기준으로는 2006^년 21.6%^에서 2013^년 28.9%^{로빠르게증} 가하는모습을보이고있다(^이상 <^그림 11> ^참조).

노인가구는 대부분 은퇴가구로구성되어 있다. ^은퇴 가구는 특성상 (^경상)^{소득수준이낮기때문에 노인가구} 중상당수가저소득층에귀속된다. ^{따라서저소득층의경}

우에는노인가구비율이다른계층보다훨씬높다. <^그림

12>^{에서보듯이} 2006^{년현재가구주연령이} 60^세이상인

노인가구의 비율은 70.7%^로 2/3 ^{이상을차지하였다}. ^그

비율은 더욱상승하여 2013^년에는 82.2%^{로증가하였다}.

이는 우리나라의저소득층은노인가구로대표되고 있음 을시사한다.

나. 노인가구 비율 변화의 소득불균등도 영향

위에서 설명하였듯이노인가구는 대부분은퇴가구로 구성되어 있고또한대부분 저소득층에귀속되어있다. 따라서 노인가구의 증가는소득불균등도를 확대시키는 경향이있다. ^{실업률은 경기변동에따라등락을보이고}, 부녀자배우도 배우자 사망률・^{이혼율의변화 등을 통해} 등락을 보이면서변화하지만, ^{노인가구비율은경기여건} 등에관계없이지속적으로증가하는특징을보인다는점

〈그림 10〉 60세미만부녀자가구 1%p당총소득지니계수상승기여도추이(HIES)

단위: 지니p

9) 이에 대한 연구는 본 연구의 범위를 벗어나기 때문에 후속연구에서 수행되기를 기대한다.

0.0009 0.0008 0.0007 0.0006 0.0005 0.0004 0.0003 0.0002 0.0001 0.0000 -0.0001

2인 이상 도시가구 2인 이상 전가구 전가구

0.0005

0.00040.0004 0.0004

0.0003 0.0002 0.0003

0.0003

0.0001 0.0001

0.0008

0.0004 0.0005

0.0006

1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010 2012

0.0003 0.0003

0.0003 0.0003 0.0005 0.0004

0.0005

0.0005 0.0005 0.0005

0.0005

0.0005 0.0005

0.0002

0.0000 0.0000

0.0000 0.0002