지난호
ISSN : 1226-072X
2015년 국민기초생활보장제도 개편이 빈곤층의 물질적 어려움에 미치는 영향
The Influence of the 2015 Welfare Reform of the National Basic Livelihood Security System on Material Hardship among the Poor
Lee, RaeHyuck (Soonchunhyang University); Nam, Jaehyun (Pusan National University)*
*교신저자: 남재현, 부산대학교(jaehyunnam@pusan.ac.kr)
보건사회연구, Vol.40, No.3, pp.85-113, 30 September 2020
https://doi.org/10.15709/hswr.2020.40.3.85
Abstract
This study aims to examine the influence of the 2015 welfare reform of the National Basic Livelihood Security System (NBLSS) on material hardship through disposable income among the poor. For the purpose, utilizing data from the Korean Welfare Panel Study and the causal mediation analysis method, this study analyzed the influence of the welfare reform on overall material hardship as well as on individual items of material hardship. First, the main findings show that the 2015 welfare reform of the NBLSS decreased the likelihood of experiencing material hardship through an increase in disposable income among the poor. Second, analyses of individual items of material hardship show that the 2015 welfare reform decreased likelihoods of experiencing food insecurity, difficulties in paying bills, medical hardship, and housing hardship. Third, the likelihood of experiencing material hardship decreased by the 2015 welfare reform only for women but not for men. Fourth, the likelihood of experiencing material hardship decreased by the 2015 welfare reform only for the old group but not for the non-old group, and were more pronounced for the old-old age group than for the young-old age group. Based on these findings, this study discussed policy implications to improve the living conditions of the poor through the NBLSS.
초록
본 연구는 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 빈곤층의 가처분소득을 통해 물질적 어려움에 미치는 영향을 검증하기 위한 목적으로 수행되었다. 이를 위해 한국복지패널 자료와 인과매개분석 방법을 활용하여 제도의 개편이 가처분소득을 통해 전체 물질적 어려움 및 물질적 어려움의 하위 유형에 미치는 영향을 분석하였다. 주요 결과는 첫째, 2015년 국민기초생활보장제도 개편이 빈곤층의 가처분소득을 증가시켰고, 이어서 물질적 어려움을 경험할 가능성을 낮추는 효과가 나타났다. 둘째, 물질적 어려움의 하위 유형에 대한 분석 결과, 2015년 개편은 가처분소득 증가를 통해 빈곤층의 식품 미보장, 공과금 납부의 어려움, 의료 곤란, 주거 곤란 경험의 위험도를 낮추는 것으로 확인되었다. 셋째, 남성에 비해 여성집단에서만 2015년 개편이 물질적 어려움 경험의 가능성을 낮추는 것으로 밝혀졌다. 넷째, 비노인에 비해 노인집단에서만 2015년 개편이 물질적 어려움 경험의 위험도를 낮추는 효과가 나타났고, 특히 후기 노인집단에서 더 두드러졌다. 이상의 결과를 토대로 국민기초생활보장제도를 통해 빈곤층의 생활여건을 개선하는데 도움이 될 수 있는 정책적 제언을 논의하였다.
Ⅰ. 서론
우리나라의 대표적인 공공부조제도인 국민기초생활보장제도는 기존의 생활보장제도에 대한 대안으로 1999년 9월에 제정되어 그 다음 해인 2000년 10월부터 시행되었다. 제정될 당시에는 근로능력과 관계없이 모든 빈곤층을 대상으로 하는 보편적 생계급여 및 최저생활 수준에 미달하는 정도에 따른 개별적 보충급여 등의 체계를 갖추어 빈곤층을 위한 시혜적 차원이 아닌 권리적 차원의 제도로 진일보하였다는 평가를 받았다(박혜리, 2016, p.80). 하지만 도입 당시의 기대와는 다르게 국민기초생활보장제도는 시행 후 15년간 낮은 급여 수준의 문제, 수급 혜택에서 제외되는 빈곤층의 사각지대 문제, 통합급여 체계로 인해 근로나 탈수급을 저하시키는 등의 문제를 지속적으로 지적받아왔다(김윤영, 2015, p.49; 이승윤, 김윤영, 2016, p.102).
이러한 문제를 개선하기 위해 국민기초생활보장제도는 2015년 7월에 급여체계 및 선정기준이 큰 폭으로 개편되었다(강신욱, 2016, pp.21-26; 박혜리, 2016, pp.80-81). 개편의 주요 내용은 먼저, 통합급여 방식에서 생계, 의료, 주거, 교육급여 각각을 분리하여 각 급여별 기준에 의해 일부 또는 전체 급여를 받는 맞춤형 개별 급여 방식으로 전환되었다. 또한 수급자 선정의 기준이 되는 빈곤선 측정 방식을 절대적 빈곤에서 상대적 빈곤으로 수정하였다. 더해서 부양의무자 기준을 완화하는 방향으로 변화되었다. 즉, 2015년의 국민기초생활보장제도 개편은 보다 적정한 수준의 급여 보장, 수급자 선정에 있어 사각지대의 해소, 근로유인효과 제고 등을 목적으로 시행되었음을 알 수 있다.
2015년 국민기초생활보장제도의 개편에 대하여 급여 보장의 적정성 개선을 통해 실질적으로 급여 수준을 향상할 수 있다는 평가가 이루어졌다. 예를 들면, 기존의 통합급여 방식에서는 수급 기준을 충족시키지 못하면 모든 급여를 받지 못했으나 맞춤형 개별 급여 체계에서는 급여별 기준을 충족시키면 해당 급여를 받는 것이 가능해졌다(정성지, 하재영, 2019, p.162). 또한 제도 개편 이후 수정된 기준에 의해 수급받을 수 있는 생계급여액이 실질적으로 더 높아졌고, 교육급여 및 주거급여를 받기 위한 기준도 개편 전에 비해 더 완화되었다(이승윤, 김윤영, 2016, p.116). 이와 같이 국민기초생활보장제도 개편을 통한 급여 개선이 빈곤층의 소득 증대 효과로 이어짐을 보여주는 몇몇 실증연구가 최근에 수행되었다(남재현, 이래혁, 2020; 정성지, 하재영, 2019; Nam & Park, 2020). 이러한 연구들은 한국복지패널 자료와 이중차이분석 방법을 활용하여 2015년 국민기초생활보장제도 개편이 빈곤층의 소득 및 소비 증가에 유의미한 영향을 미쳤으나 빈곤율, 저축, 근로유인에는 유의미한 영향을 미치지 않았다고 보고하였다. 또한 선행연구에서 2015년의 국민기초생활보장제도 개편이 소득의 증가를 통해 빈곤층의 우울 및 자살생각을 낮추고 자아존중감을 높인다는 것을 밝혀냈다.
이와 같이 2015년 국민기초생활보장제도 개편의 효과를 평가할 때 고려해야 할 또 다른 중요한 측면으로 빈곤층의 물질적 어려움을 들 수 있다. 가족 스트레스 이론이나 스트레스 과정 이론에 따르면(Neppl, Senia & Donnellan, 2016, pp.13-14; Pearlin et al., 1981, pp.338-340), 빈곤가정이 금전적 어려움으로 인해 경험하는 다양한 스트레스 요인은 물질적 어려움이라는 부정적인 삶의 여건을 심화시킬 수 있다. 따라서 국민기초생활보장제도가 빈곤층에게 필요한 급여를 적절하게 제공하는 것은 궁극적으로 이들의 생활여건을 개선하는데 도움이 될 수 있다. 그러므로 소득을 기반으로 하는 지표들보다 더 직접적으로 빈곤층의 일상적인 삶의 조건에 대한 질적 측면을 반영할 수 있는 물질적 어려움 지표(Beverly, 2001, p.26)를 통해 개편의 효과를 평가하는 것이 필요하다. 소득을 기반으로 경제적 상황을 측정하는 경우 이전 소득이나 세금 부담과 같은 부분이 반영되지 않을 수 있을 뿐만 아니라 식료품비, 의료비, 공과금 등 필수적인 소비지출도 고려되지 않을 수 있어 실제로 빈곤층의 생활여건을 정확하게 보여주지 못하는 한계점이 있다(Ouellette et al., 2004, p.3; Wu & Eamon, 2010, p.1262). 따라서 일상의 기본적인 욕구충족 여부를 토대로 경제적 상황을 측정하는 물질적 어려움 지표가 소득 기반 지표의 대안으로 널리 사용되고 있다. 이러한 점에 주목하여 국민기초생활보장제도의 수급여부가 빈곤층의 물질적 어려움에 미치는 영향을 살펴본 소수의 국내 선행연구(이상록, 2011; 이승호, 2012; 정선영, 정익중, 2011)가 존재하나 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 빈곤층의 물질적 어려움에 미치는 영향을 분석한 연구는 아직까지 수행되지 않고 있다.
이에 본 연구에서는 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 빈곤층의 물질적 어려움에 미치는 영향을 분석하는 첫 시도를 하고자 한다. 이를 통해 일차적으로 국민기초생활보장제도가 빈곤층의 생활여건 개선에 도움이 되는 방향으로 개편되었는가를 평가하고, 나아가 보다 실질적인 공공부조제도로서 기능하기 위해 추가적으로 고민해야 할 부분에 대하여 제언하고자 한다. 본 연구는 국민기초생활보장제도 개편이 물질적 어려움에 미치는 영향을 분석함에 있어 최대한 정교한 인과 관계 추정을 하고자 한다. 따라서 선행연구들(남재현, 이래혁, 2020; 정성지, 하재영, 2019; Nam & Park, 2020)과 마찬가지로 관찰되지 않은 이질성 문제를 최소화하기 위해 이중차이분석 모형을 설계하여 인과매개분석 방법과 결합하여 사용한다. 국민기초생활보장제도 개편이 빈곤층의 가처분소득에 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것(남재현, 이래혁, 2020; Nam & Park, 2020)이 이미 입증되었기 때문에 개편을 통한 가처분소득의 증가가 물질적 어려움의 감소로 이어진다고 예측하는 것이 가능하다. 따라서 이 같은 매개효과를 최근 Baron과 Kenny 분석 방법의 대안으로 점점 활용도가 높아지고 있는 인과매개분석 방법(Imai, Kele & Tingley, 2010)을 통해 검증하고자 한다.
Ⅱ. 선행 연구 고찰
물질적 어려움은 식품, 주거, 의료 등 일상의 삶을 살아가는 과정에서 발생하는 필수적인 욕구들이 충족되지 않는 상태로 정의된다(Ouellette et al., 2004, p.11). 따라서 물질적 어려움은 가구원이 실제로 경험하는 일상적인 생활상황으로 측정하게 된다. 학자에 따라 물질적 어려움의 세부유형을 구분하는 방식이 조금씩 상이하기는 하지만, 대체적으로 식품 미보장(예: 먹을 것이 없는데 살 수 없었던 경험), 공과금 납부의 어려움(예: 관리비를 못 낸 경험), 주거 곤란(예: 집세를 못 낸 경험), 의료 곤란(예: 아픈데 병원에 가지 못한 경험), 신용 불량(예: 낮은 신용 등급으로 곤란을 겪은 경험) 등으로 구분한다(강지영, 정순둘, 2017; 이래혁, 이재경, 2018; 이상록, 2011; 이승호, 2012; 이재경 등, 2016; Beverly, 2001; Kim, Shim & Lee, 2016; Ouellette et al., 2004; Shim, Lee & Kim, 2017; Wu & Eamon, 2010).
국민기초생활보장제도의 개편을 통한 수급 범위 확대 및 급여 수준 개선이 가처분소득을 증가시켜 물질적 어려움을 줄이는 영향은 가족 스트레스 이론으로 설명이 가능하다. 가족 스트레스 이론을 토대로 하는 다양한 변형된 설명이 존재하는데, 특히 가족 안에서 발생하는 경제적 스트레스 요인(예: 낮은 소득, 신용 관련 문제, 부채 발생 등)은 경제적 압박 및 어려움과 같은 부정적 결과를 야기할 수 있다(Neppl et al., 2016, pp.13-14). 또한 비슷한 맥락에서 스트레스 과정 이론에 따르면(Pearlin et al., 1981, pp.338-340), 경제적 어려움을 유발하는 스트레스의 원천(예: 소득 상실, 직업 상실, 생활비 부족 등)으로 인해 열악한 생활여건과 같은 스트레스 결과물이 발생할 수 있다. 이 같은 이론적 설명들을 본 연구의 상황에 적용해보면, 공공부조 수급의 대상이 되는 빈곤층의 경우 적절한 수급을 받지 못하는 것이 경제적 스트레스 요인으로 작용하여 물질적 어려움을 경험할 위험성을 증가시킨다고 예상할 수 있다. 따라서 2015년 국민기초생활보장제도 개편을 통한 빈곤층의 가처분소득의 증대 효과는 이들이 물질적 어려움을 겪을 가능성을 낮출 수 있다.
최근 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 빈곤층의 소득 증대에 영향을 미치고 있음을 보여주는 소수의 연구들이 수행되었다. 예를 들면, 한국복지패널 자료와 이중차이분석 및 성향점수짝짓기의 방법을 활용하여 공적부조가 빈곤층의 경제적 측면에 미치는 영향을 살펴본 연구(Nam & Park, 2020, p.8)에서 2015년의 국민기초생활보장제도 개편이 수급자의 가처분소득을 통계적으로 유의미하게 증가시킨다는 것을 확인하였다. 또한 한국복지패널 자료와 이중차이분석 및 인과매개분석 방법을 활용하여 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 빈곤층의 가처분소득 증대를 매개로 정신건강에 미치는 영향을 분석한 연구(남재현, 이래혁, 2020, pp.188-189)에서도 2015년의 제도 개편이 빈곤층의 소득 증대에 통계적으로 유의미한 영향력을 가짐을 보고하였다.
국내에서는 아직까지 2015년 국민기초생활보장제도 개편이 물질적 어려움에 미치는 영향을 분석한 연구가 전무한 상황이다. 다만 공공부조 수급이 물질적 어려움에 미치는 영향을 분석한 몇몇 연구가 존재한다. 이상록(2011, pp.255-258)은 한국복지패널 데이터를 활용하여 빈곤층의 물질적 궁핍에 영향을 미치는 다양한 요인 중 하나로 기초생활보장 수급 여부를 포함하여 회귀분석을 수행하였고, 기초생활보장 수급이 물질적 궁핍에 부적으로 유의미한 영향을 미친다는 결과를 보고 하였다. 반면, 동일한 데이터를 활용한 정선영과 정익중(2011, pp.183-184)의 연구에서는 성향점수가중치 방법을 적용하여 기초생활보장 수급 여부가 경제적 어려움에 유의미한 영향력을 가지지 않는다는 결론을 제시하였다. 유사하게 이승호(2012, pp.486-489)도 한국복지패널 데이터를 활용하여 성향점수가중치 방법 및 패널분석 설계를 통해 기초생활보장 수급이 물질적 빈곤에 미치는 영향이 통계적으로 유의미하지 않다고 보고 하였다. 이상의 선행연구 결과를 종합해 보면, 개편 이전의 기초생활보장 급여 수준이 실제로 빈곤층의 생활여건을 개선하기에 불충분한 수준이었음을 반영하는 것일 수 있다. 또한 일치되지 않은 기존연구의 결과는 보다 엄격한 통계적 방법을 적용하여 정책효과에 영향을 미칠 수 있는 내생성 문제 및 선택 편의를 최소화하는 접근이 필요함을 시사한다.
물질적 어려움의 개념을 활용하여 국민기초생활보장제도의 개편 효과를 분석할 때 물질적 어려움의 하위 유형별 영향을 살펴보는 것이 중요하다. 개편의 주요 내용이 생계, 의료, 주거, 교육급여 각각을 분리하여 수급대상의 욕구에 맞추어 급여를 전체 또는 일부를 지급하는 것이라는 점을 고려하면, 개편된 제도를 통해 빈곤층은 자신들에게 더욱 필요한 급여를 제공받을 수 있기 때문에 물질적 어려움의 하위 유형별 영향이 다르게 나타날 수 있다. 현재까지 국민기초생활보장제도 수급이 물질적 어려움의 하위 유형에 미치는 영향을 분석한 국내 연구는 존재하지 않는다. 하지만 관련된 국외 연구를 통해 간접적인 근거를 확인해볼 수 있다. 예를 들면, 미국에서 수행된 관련 연구에서 저소득가정을 대상으로 제공되는 주거지원은 주거 곤란뿐만 아니라 공과금 납부의 어려움과 의료 곤란에도 부적으로 유의미한 영향을 미친다는 것을 보여주었다(Lerman & Zhang, 2014, p.14). 미국에서 수행된 또 다른 연구에서는 영양 지원 프로그램이 저소득층의 식품 미보장 문제를 통계적으로 유의미한 수준으로 낮춘다는 것을 밝혀냈다(Shaefer & Gutierrez, 2013, pp.767-769). 이처럼 빈곤층의 특정 욕구에 특화된 복지 급여를 수급하는 것이 해당 영역의 물질적 어려움을 감소시키는데 효과적이라는 것을 알 수 있다. 따라서 2015년 국민기초생활보장제도의 맞춤형 개별 급여로의 개편이 물질적 어려움의 하위 유형에 미치는 영향을 살펴봄으로써 보다 구체적인 정책적 함의의 토대를 마련할 수 있을 것이다.
일반적으로 공공부조 정책 효과를 분석할 때 빈곤층 중에서도 특히 경제적 어려움에 취약한 집단에 대한 고려가 우선시 될 필요가 있다. 따라서 2015년 개편이 대상자별 욕구에 적절히 부합한다면, 빈곤층 중에서도 경제적 상황이 특히 더 열악한 여성이나 노인집단의 물질적 어려움을 해소하는데 효과적일 것이다. 여성이 남성보다 경제적으로 더 어려움에 처하는 것에 대하여 가족이론을 기반으로 하는 설명은 가부장적 가족구조로 인해 여성이 가사 노동을 전담하기 때문에 노동시장에 진입하기 어렵다는 점을 지적한다(여지영, 2003, pp.22-23). 또한 노동시장분절이론에 따른 설명에 의하면 여성은 노동시장에 진입하더라도 성별로 분절되어 있는 노동시장 구조로 인하여 불안정안 고용상태에 처할 가능성이 크다(여지영, 2003, p.26). 따라서 공공부조 정책이 소득 증대를 통해 물질적 어려움을 감소시킬 수 있다면 이러한 효과는 더 큰 빈곤의 위험에 처해있는 여성 빈곤 집단에서 더 두드러질 것으로 예측할 수 있다. 비노인에 비해 노인이 더 경제적 어려움에 취약함을 사회교환이론에 기반을 두고 설명하는 경우 노인은 노동시장으로부터의 은퇴 및 가족에 대한 의존성의 증가 등으로 인하여 사회적 활동을 위한 자원이 부족해지고 가족을 포함한 타인과의 상호작용이 감소하여 빈곤에 직면할 가능성이 더 큼을 지적한다(Kim, 2012, pp.80-82). 그러므로 공공부조 정책이 일상생활에서 겪는 물질적 어려움을 감소시킬 수 있다면, 그 효과는 비노인 집단에 비해 노인집단에서 더 클 것으로 예상할 수 있다.
한국 사회에서 여성 빈곤층의 경우 매우 열악한 생활여건 속에서 살아가고 있는 것은 이미 널리 알려진 바이다. 특히 여성 빈곤층이 경험하는 물질적 어려움은 그들의 정신건강이나 삶의 질을 낮추는 직접적인 요인(이래혁, 이재경, 2017, pp.35-36; 이래혁, 이재경, 2018, pp.41-42; 이재경 등, 2016, pp.192-193)이기 때문에 국민기초생활보장제도 개편이 이들의 물질적 어려움을 낮추는 효과가 있는가를 살펴보는 것이 중요하다. 이러한 주제를 다룬 국내 연구는 현재까지 전무하나 소수의 국외 연구가 존재한다. 예를 들면, 미국에서 수행된 관련 연구에서 복지개혁으로 수급의 지위를 잃은 여성 저소득층이 물질적 어려움을 더 경험하는 것으로 나타났다(Kalil, Seefeldt & Wang, 2002, p.656). 또한 미국의 1990년대 복지 개혁이 한부모 여성가구주의 노동참여를 증가시켜 가구의 소득 증대를 통하여 이들의 물질적 어려움을 개선하는데 도움이 되었다는 연구 결과도 존재한다(Winship & Jencks, 2004, pp.14-20). 따라서 이와 같이 공공부조 제도가 여성 빈곤 가구의 물질적 어려움에 대한 보호 요인이 될 수 있다는 경험적 근거를 토대로 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 물질적 어려움에 미치는 영향은 성별 집단에 따라 상이할 것으로 예상할 수 있다.
노인집단과 관련해서 김수진(2017, pp.845-846)의 연구에 따르면, 기초생활보장제도의 수급자에서 배제되는 저소득 노인가구는 수급을 받는 노인가구보다 더 물질적 결핍을 경험하게 된다고 보고하였다. 이는 달리 말하면, 노인의 경우 기초생활보장 수급이 물질적 어려움을 완화하는 역할을 한다고 볼 수 있는 것이다. 특히 노인집단의 물질적 어려움을 살펴볼 때는 65세 이상에서 74세 미만의 전기 노인집단과 75세 이상의 후기 노인집단을 구분하는 것이 중요하다. 한국은 고령화가 빠르게 진행되어 노인의 수가 급증하고 있어 노인 전체를 하나의 집단으로 보기보다는 연령별로 구분하는 것이 필요하다. 실제로 후기 노인집단은 전기 노인집단에 비해 경제 상황, 건강 수준, 생활 패턴, 공･사적 지원 체계 등 많은 부분에서 더 열악할 뿐만 아니라 실제로 두 집단이 경험하는 물질적 어려움의 경향도 매우 다르다(강지영, 정순둘, 2017, pp.7-8, pp.21-23). 따라서 본 연구에서는 연령별 집단을 64세 미만의 비노인 집단, 65세 이상에서 74세 미만의 전기 노인 집단, 그리고 75세 이상의 후기 노인 집단으로 구분하여 물질적 어려움에 미치는 영향을 파악하고자 한다.
Ⅲ. 연구방법
1. 분석자료 및 연구대상
본 연구는 한국복지패널조사를 사용하였다. 한국복지패널조사는 전국적 대표성을 지니고 있으며, 저소득층을 과대표집하여 저소득층 관련 정책이나 빈곤 관련 연구에 적합한 자료이다. 2015년 국민기초생활보장제도의 개편 영향을 측정하기 위해 개편 전과 개편 후의 정보를 가지고 있는 10차 년도와 12차 년도 자료를 분석에 사용하였다. 한국복지패널 10차 년도와 12차 년도 자료는 2015년 3월과 2017년 2월에 각각 조사되었지만, 종속변수와 주요 설명변수인 국민기초생활보장제도의 수급여부 및 가구소득은 각 년도 12월 31일 기준으로 지난 1년간의 수급경험 및 소득에 대해 조사하기 때문에 2014년과 2016년의 자료로 여기는 것이 적절하다. 분석에 있어 국민기초생활보장제도가 개편된 11차 년도(2015년)의 자료는 사용하지 않았는데, 이는 개편 이전(2015년 1월~6월)과 이후인 시기(2015년 7월~12월)가 공존하고 있기 때문이다. 2015년 조사의 경우, 국민기초생활보장제도의 개편 전과 후를 구분하는 추가 변수가 제공되기 때문에 2015년 7월 이전과 2015년 7월 이후를 구분하는 시간 더미변수를 생성하여 분석할 수도 있다. 하지만 2015년 데이터를 포함할 경우 국민기초생활보장제도 개편의 순효과를 과소평가할 가능성이 있기 때문에 정책의 효과를 보다 명확히 측정하기 위하여 분석에서 제외하였다. 본 연구의 종속변수인 물질적 어려움이 가구 단위로 측정되어 분석단위는 가구이며, 국민기초생활보장제도 수급자 선정기준에 사용되는 소득인정액(소득평가액+재산의 소득환산액)을 산출하여 보건복지부가 고시한 연도별 법정기준선을 적용하여 빈곤가구를 선별하여 분석에 사용하였다.
2. 분석변수 설명
가. 종속변수
한국복지패널조사는 물질적 어려움과 관련된 13가지 문항을 포함하고 있다. 가구주는 ‘지난 1년 동안’ 돈이 부족하거나 경제적 어려움 때문에 가족이 경험한 물질적 어려움에 대하여 ‘예/아니오’ 형태로 응답하였다. 각 문항의 실제 측정 내용은 (1) ‘2달 이상 집세가 밀리거나 낼 수 없어 집을 옮긴 경험’, (2) ‘공과금(사회보험료, 전기, 전화, 수도요금 등)을 기한 내 납부하지 못한 경험’, (3) ‘공과금을 못내 전기, 전화, 수도 등이 끊긴 경험’, (4) ‘자녀의 공교육비를 한 달 이상 못준 경험’, (5) ‘돈이 없어 겨울에 난방을 못한 경험’, (6) ‘본인이나 가족이 병원에 갈 수 없었던 경험’, (7) ‘가구원 중 신용불량자 경험 여부’, (8) ‘건강보험료 미납으로 자격정지 경험 여부’, (9) ‘먹을 것을 살 돈이 없었던 경험’, (10) ‘균형 잡힌 식사를 못한 경험’, (11) ‘먹을 것을 충분히 살 수 없어 식사량을 줄이거나 거른 경험’, (12) ‘먹어야 한다고 생각한 양보다 적게 먹은 경험’, (13) ‘먹을 것을 살 돈이 없어 배가 고픈데 먹지 못한 경험’이다(한국보건사회연구원, 2019, p.105). 본 연구에서는 분석 표본에 유효한 사례가 없는 물질적 어려움 문항 중 하나(자녀의 공교육비를 한 달 이상 못준 경험)를 제외한 12문항을 분석에 사용하였다.
물질적 어려움의 개념적 분류를 시도한 선행연구(이상록, 2011; Heflin & Iceland, 2009)와 한국복지패널조사를 사용하여 분석한 선행연구(이승호, 2012; Kim et al., 2016)를 참고하여 물질적 어려움에 대한 12문항을 5가지 하위항목으로 분류하였다. 본 연구에서 사용한 물질적 어려움의 하위항목은 식품 미보장, 공과금 납부의 어려움, 주거 곤란, 의료 곤란, 신용 불량으로 구성하였다. 이에 더하여 선행연구(이상록, 2011, p.246; Kim et al., 2016, p.190)를 참고하여 12문항 중 하나라도 어려움을 경험하였다면 ‘1’, 경험하지 않았다면 ‘0’으로 구분하여 종합적 물질적 어려움 여부를 측정하였다.
나. 설명변수
본 연구의 주요 설명변수는 2015년 7월에 실시된 국민기초생활보장제도의 개편 효과이다. 이를 파악하기 위해 개편 전후를 시간 더미변수로 만든 후, 국민기초생활보장제도의 수급 여부와 상호작용항을 생성하였다. 매개변수는 연간 가처분가구소득이다. 가처분가구소득은 근로소득, 재산소득, 이전소득(사적이전소득과 공적이전소득) 등을 포함한 총소득에서 사회보장 분담금과 조세를 제외한 소득이다. 본 연구에서는 물가변동률을 고정하기 위하여 2015년 물가를 100으로 적용하여 명목소득을 실질소득으로 변환하였다. 또한 소득변수의 특성상 분포가 우편향되어 있기 때문에 이를 해결하기 위하여 가처분가구소득에 자연로그를 취하여 분석에 사용하였다.
한국복지패널에서의 소득분류 방식은 통계청의 방식과 동일하나 용어가 다소 상이하다. 통계청의 분류는 소득을 경상소득(근로소득, 사업소득, 재산소득, 이전소득)과 비경상소득(경조소득, 퇴직수당 등)으로 구분하고 있으며, 경상소득에서 비소비지출(공적연금, 사회보험, 조세, 기타 비소비지출 등)을 뺀 것을 가처분소득으로 정의하고 있다. 반면, 본 연구에서 사용한 한국복지패널의 소득은 Luxembourg Income Study(LIS)와 OECD의 분류를 기반으로 경상소득을 총소득(gross income)으로 표현하며, 총소득에서 비소비지출인 공적연금, 사회보험, 조세 및 기타 비소비지출 등을 제외한 것을 가처분소득으로 정의한다(한국보건사회연구원, 2019, p.96).
다. 통제변수
국민기초생활보장제도와 물질적 어려움 관련 선행연구(남재현, 이래혁, 2020, p.182; 이웅, 임란, 2014, p.105; Kim et al., 2016, p.191; Nam & Park, 2020, p.6)를 기반으로 하여 인구사회학적 변수, 가구주의 경제활동 및 근로 관련 변수, 지역 더미변수 등을 통제변수로 사용하였다. 보다 자세한 내용은 다음과 같다. 본 연구의 분석에 가구주 성별(여성=0, 남성=1), 가구주 나이(연속변수), 가구주 교육수준(초등학교 졸업 이하=0, 중학교 졸업 이하=1, 고등학교 재학 이상=2), 가구주 혼인상태(배우자 없음=0, 배우자 있음=1), 가구주의 건강상태(건강하지 않음=0, 건강함=1), 가구주의 근로형태(비근로=0, 근로=1), 가구원수(연속변수), 가구 내 장애인 유무(없음=0, 있음=1), 경제활동 가구원수(연속변수), 주거형태(전세/월세 및 기타=0, 자가=1), 지역 더미가 통제변수로 사용되었다.
3. 분석 및 추정방법
국민기초생활보장제도의 개편 효과를 파악하기 위해 인과매개분석(Causal Mediation Analysis)을 사용하였다. 인과매개분석은 Baron과 Kenny의 전통적인 매개분석 모형의 문제점을 보완 및 발전시킨 모형으로 매개분석 시 변수들 간의 인과관계를 추정하는데 활용도가 높은 분석 방법이다(남재현, 이래혁, 2020, p.183; Imai et al., 2010, pp.309-310). 평균 인과매개효과(Average Causal Mediation Effect, 이하 ACME라 함)를 추정하기 위하여, 2015년에 이루어진 국민기초생활보장제도의 개편을 준실험설계(quasi-experimental design)방안으로 활용한다. 2015년 통합급여에서 맞춤형 급여로의 개편은 국민기초생활보장제도의 수급 조건 및 급여 수준에 큰 변화를 일으켰으며, 이러한 변화는 수급 진입과 탈락이라는 사건에 있어서 수급과 비수급을 결정하는데 수급자의 의사결정을 배제할 수 있는 유사 무작위 할당(plausibly random assignment)의 역할을 하게 된다(남재현, 이래혁, 2020, p.183; Nam & Park, 2020, p.4). 이를 측정하기 위해 이중차이분석(differences-in-differences) 모형을 결합하여 활용한다. 이중차이분석은 정책 및 프로그램의 효과를 추정하는 인과관계 추정 방법론(causal inference methods) 중 하나로 프로그램 참여에 영향을 미치는 내생적 요인들의 영향을 배제하는데 유용하다. 이중차이분석 모형을 매개분석에 결합함으로써 수급 결정뿐만 아니라 수급자의 물질적 어려움에도 영향을 미칠 수 있는 개인별 비관찰된 시간불변 및 시간변화 특성을 통제할 수 있다. 즉, 본 연구의 처치집단인 수급집단과 통제집단인 비수급진단 간의 개편 전후 비교(일차 차분)는 시간 불변의 요인을 통제하며, 처지집단의 일차차분을 통제집단의 일차차분과 다시 차분(이중 차분)하여 결과변수에 영향을 미칠 수 있는 다양한 관찰불가능한 시간 변화 요인의 영향을 제거할 수 있다.
ACME는 기본적으로 두 단계의 회귀모형을 통하여 도출할 수 있다. 첫 회귀모형에서는 국민기초생활보장제도 수급 여부, 개편 전후 시기, 그리고 이들의 상호작용항을 주요 설명변수로 설정하여 가구가처분소득에 미친 영향을 추정한다. 여기서 관심변수는 국민기초생활보장제도 수급 여부와 개편 전후 시기의 상호작용항이다. 두 번째 회귀모형에서는 국민기초생활보장제도 개편으로 인해 증가한 가구가처분소득을 포함하여 물질적 어려움에 미치는 영향을 추정한다. 분석에 사용된 추정식은 다음과 같다.
식 (1)의 Mist는 매개변수를 의미하며 s지역에 거주하는 i가구의 t년 로그가처분가구소득이다. REFORM은 개편 후를 나타내는 시간 더미변수이며, BENEFIT은 국민기초생활보장제도의 수급 여부를 나타내는 더미변수이다. Ctrlist는 앞서 언급한 인구사회학적 통제변수들이다. γs는 지역더미를 나타낸다. 첫 번째 회귀식에서 관심 회귀계수는 a이다. 식 (2)에서 Yist는 종합적 물질적 어려움 및 식품 미보장, 공과금 납부의 어려움, 주거 곤란, 의료 곤란, 신용 불량의 하위 유형을 나타내는 종속변수이다. 이 추정식에서 관심계수는 b이다. 본 연구의 주요 관심사인 ACME 회귀계수는 ab이며, 유의성 검증을 위해 부트스트래핑 방법을 활용하여 5,000개의 표본을 생성하여 이들의 추정치를 사용하여 신뢰구간을 추정하였다. 추정된 신뢰구간에 0이 포함되지 않으면, ACME 회귀계수 값이 통계적으로 유의미한 것으로 해석한다. 본 연구에서는 집단 간 이질성 문제 및 보다 취약한 집단 분석을 통한 정책적 함의 도출을 고려하여 남녀 집단과 노인(65세~74세 전기 노인, 75세 이상 후기 노인)/비노인 집단(65세 이하)으로 구분하여 하위집단 분석을 실시하였다. 이분산성 문제와 자기상관 문제를 고려하여 표준오차 측정 시 통계적으로 가장 보수적으로 간주되는 군집표준오차를 사용하였다.
Ⅳ. 연구결과
1. 분석대상의 일반적 특성
<표 1>에 분석대상의 인구사회학적 특성이 제시되어 있다. 분석에 사용된 전체 사례수는 2,676가구이며, 남성가구주(37.8%)보다 여성가구주가 더 많은 비중을 차지하는 것으로 나타났다. 가구주의 평균 연령은 66.8세이며, 그 중 절반 이상이 초등학교 졸업 이하의 교육수준(54.8%)인 것으로 나타났다. 배우자가 있는 기혼의 비율이 18.3%로 상당히 낮게 나타났으며, 근로를 하고 있는 가구주의 비율은 18.0%로 비경제활동의 고용상태가 두드러진 것으로 나타났다. 건강상태는 건강한 경우(47.9%)와 그렇지 않은 경우(52.1%)가 비슷하게 나타났다. 평균 가구원수는 1.6명이며, 경제활동 가구원수는 0.26명이었다. 분석가구 중 소수만이(16.6%) 자기 집을 보유하였으며, 장애인이 있는 가구는 24.6%였다. 대부분 서울(18.1%), 광역시(29.0%) 및 시(45.0%)에 거주하는 것으로 나타난 반면, 소수만이 군 및 도･농 복합군 지역에 거주하는 것으로 나타났다.
표 1.
분석대상의 인구사회학적 특성비교
| 변수 | 전체 | 수급 | 비수급 | χ2 / t | |
|---|---|---|---|---|---|
| 가구주 성별(남성=1) | 37.8 | 42.0 | 32.5 | 14.376*** | |
| 가구주 나이 | 66.8(14.0) | 63.9(13.1) | 70.6(14.3) | 90.600*** | |
| 가구주 교육수준 | 초등학교 졸업 이하 | 54.8 | 47.9 | 63.8 | 38.492*** |
| 중학교 졸업 이하 | 16.3 | 18.5 | 13.4 | ||
| 고등학교 재학 이상 | 29.0 | 33.6 | 22.9 | ||
| 가구주 혼인상태(배우자 있음=1) | 18.3 | 15.4 | 22.1 | 11.387*** | |
| 가구주의 근로형태(근로=1) | 18.0 | 11.8 | 26.0 | 51.587*** | |
| 가구주의 건강상태(건강함=1) | 47.9 | 43.4 | 53.9 | 17.028*** | |
| 가구원수 | 1.6(0.9) | 1.7(1.0) | 1.5(0.8) | 18.070*** | |
| 경제활동 가구원수 | 0.26(0.5) | 0.21(0.5) | 0.32(0.6) | 17.700*** | |
| 가구내 장애인 유무(있음=1) | 24.6 | 34.8 | 11.4 | 110.571*** | |
| 주거형태(자가=1) | 16.6 | 9.0 | 26.5 | 82.675*** | |
| 거주지역 | 서울 | 18.1 | 21.3 | 14.0 | 88.047*** |
| 광역시 | 29.0 | 36.1 | 19.7 | ||
| 시 | 45.0 | 36.1 | 56.5 | ||
| 군·도·농복합군 | 8.0 | 6.6 | 9.8 | ||
| 종합적 물질적 어려움 | 37.7 | 42.7 | 31.3 | 20.730*** | |
| 식품 미보장 | 33.0 | 37.7 | 26.9 | 19.723*** | |
| 공과금 납부의 어려움 | 7.7 | 7.4 | 8.1 | 0.274 | |
| 주거 곤란 | 8.6 | 8.0 | 9.5 | 1.068 | |
| 의료 곤란 | 5.5 | 3.2 | 8.4 | 19.472*** | |
| 신용 불량 | 8.1 | 12.1 | 2.9 | 43.487*** | |
| 로그가구가처분소득 | 6.7(0.8 | 6.9(0.6) | 6.4(0.9) | 203.270*** | |
주: N=2,676, 수급가구 n=1,190, 비수급가구 n=1,486. 범주형 변수의 경우 비율, 연속 변수의 경우 평균(SD)을 보고하였음. 모든 수치는 가구 가중치가 적용된 값임. 수급과 비수급집단 비교를 위해 연속변수에 대해서는 t-test를 사용하였으며, 범주형 변수에 대해서는 χ2 test를 실시하였음.
***p<.001.
자료: 한국복지패널 10차와 12차 년도 자료.
전반적으로 수급집단과 비수급집단 간의 인구사회학적 특성은 상이하게 나타났다. 수급집단에서 여성 가구주의 비율이 높은 반면 평균연령은 낮은 것으로 나타났다. 가구주의 교육수준도 다르게 나타났는데, 수급집단의 경우 초등학교 이하 47.9%, 중학교 18.5%, 고등학교 재학 이상 33.6%로 분포했고, 비수급집단의 경우 초등학교 졸업 이하가 수급집단보다 높은 63.8%인데 반해 고등학교 재학 이상은 낮게 나타나 22.9%였다. 수급집단의 기혼비율이 15.4%로 비수급집단의 기혼 비율 22.1%보다 낮았으며, 근로활동을 하고 있는 가구주인 경우는 11.8%로 비경제활동의 고용상태가 수급집단에서 더욱 두드러졌다. 이와 더불어 수급집단의 가구주가 비수급집단의 가구주보다 건강하지 못한 것으로 나타났다. 가구특성 및 형태 또한 두 집단 간에 상당한 차이를 보였다. 가구 내 장애인이 있는 가구의 경우 수급집단에서 높게 나타난 반면 자가를 보유한 가구는 비수급집단에서 높게 나타났다. 수급집단에서 더 많은 가족이 함께 살고 있는 반면 경제활동인구는 비수급집단이 더 많았다. 한편 거주지역도 두 집단 간에 차이가 있는 것으로 나타났다.
다음으로 종속변수인 물질적 어려움에 대한 분석 가구의 특성을 살펴보면, 물질적 어려움을 한 번이라도 경험한 가구는 37.7%였으며, 비수급집단(31.3%)보다 수급집단(42.7%)에서 더욱 두드러진 것으로 나타났다. 물질적 어려움의 하위 항목을 보면, 식품 미보장과 신용 불량은 수급집단에서 더욱 두드러진 반면, 의료 곤란은 비수급집단에서 더 많이 경험한 것으로 나타났다. 공과금 납부의 어려움과 주거 곤란의 경우 두 집단 간에 명확한 차이를 보이지 않았다. 한편, 매개변수인 로그가구가처분소득은 6.7이었으며, 수급집단의 로그가구가처분소득이 비수급집단보다 다소 높았다.
이상에서 살펴본 바에 따르면 수급집단과 비수급집단 간의 인구사회학적 특성이 상이한 것으로 나타났다. 이러한 특성 차이는 순수한 처치 효과를 파악하기 위해 회귀분석 시 통제되어야 한다. 따라서 앞서 언급한 인구사회학적 변수들을 통제변수로 포함하여 인과매개분석을 실시하였다.
2. 물질적 어려움에 대한 국민기초생활보장제도 개편의 영향
<표 2>는 매개변수인 로그가구가처분소득과 종속변수인 물질적 어려움에 대한 회귀분석 결과이다. 로그가구가처분소득은 연속변수이므로 선형회귀분석으로 추정하였으며, 물질적 어려움은 이분변수이므로 로짓회귀분석으로 추정하였다. 먼저, 매개변수를 결과변수로 설정하여 실시한 회귀분석 결과가 <표 2>의 분석 모형 1에 제시되어 있다. 첫 회귀모형에서 주요 관심사인 국민기초생활보장제도의 개편효과(수급여부×개편전후)는 통계적으로 유의미하였다(B=0.308, p<.001). 즉, 국민기초생활보장제도의 개편이 수급자의 가구가처분소득을 증가시켰다.
이어서 물질적 어려움을 종속변수로 설정하고 로그가구가처분소득을 설명변수로 포함하여 회귀계수를 추정하였다. 종합적 물질적 어려움에 대한 로그가구가처분소득의 매개를 통한 국민기초생활보장제도의 개편효과를 살펴보면, <표 2>의 분석 모형 2에 제시되어 있다. 직접효과와 간접효과를 모두 포함한 총효과를 보면, 국민기초생활보장제도의 개편이 종합적 물질적 어려움 경험의 위험도를 낮추는 것으로 나타났다. 하지만, 통계적으로 유의미하지 않았다(τ=−0.040, 95% CI=−0.103/0.025). 인과매개효과를 확인하기 위해 총효과를 직접효과와 간접효과로 분해하였다. 간접효과(매개효과)는 국민기초생활보장제도의 개편이 수급가구의 소득 증대를 통하여 물질적 어려움 감소에 영향을 미치는 처치 효과의 일부분으로 여길 수 있다. 이 경우 인과적 간접효과인 ACME는 −0.041이며 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다(δ=−0.041, 95% CI=−0.062/−0.023). 따라서 국민기초생활보장제도 개편이 수급가구의 가처분소득 증대를 통하여 종합적 물질적 어려움을 완화한 것으로 해석할 수 있다.
다음으로 물질적 어려움의 하위 유형인 식품 미보장, 공과금 납부의 어려움, 주거 곤란, 의료 곤란, 신용 불량에 대한 결과가 <표 2>의 분석 모형 3~7에 제시되어 있다. 인과적 간접효과인 ACME는 신용불량을 제외한 모든 하위항목에서 통계적으로 유의하였다. 즉, 국민기초생활보장제도 개편이 수급가구의 소득 증대를 통하여 식품 미보장, 공과금 납부의 어려움, 주거불 곤란 및 의료 곤란의 경험 가능성을 감소시키는 것으로 나타났다.
표 2.
국민기초생활보장제도 개편과 물질적 어려움 간의 소득 매개효과 분석
| 구분 | 분석모형1:로그가구 가처분 소득 B(SE) | 분석모형2:종합적 물질적 어려움 B(SE) | 분석모형3:식품 미보장 B(SE) | 분석모형4:공과금 납부의 어려움 B(SE) | 분석모형5:주거 곤란 B(SE) | 분석모형6:의료 곤란 B(SE) | 분석모형7:신용 불량 B(SE) | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 로그가구가처분소득 | - | -0.715*** (0.156) | -0.750*** (0.162) | -0.537** (0.190) | -0.500** (0.155) | -0.598*** (0.164) | 0.329 (0.229) | ||
| 국민기초생활보장제도 수급여부 | 0.149*** (0.022) | 0.583*** (0.128) | 0.552*** (0.132) | -0.318 (0.294) | -0.091 (0.253) | -1.340*** (0.318) | 0.821** (0.280) | ||
| 국민기초생활보장제도 개편실시 | -0.196*** (0.029) | -0.306* (0.125) | -0.358** (0.132) | -0.549* (0.274) | -0.353 (0.233) | -0.757** (0.264) | -0.106 (0.317) | ||
| 수급여부 × 개편실시 | 0.308*** (0.033) | 0.009 (0.175) | 0.050 (0.182) | 0.031 (0.404) | -0.318 (0.335) | 0.248 (0.480) | -0.296 (0.379) | ||
| 가구주 성별(남성=1) | -0.009 (0.032) | 0.562*** (0.127) | 0.465*** (0.127) | 0.306 (0.261) | 0.706** (0.239) | 0.220 (0.290) | 1.015*** (0.229) | ||
| 가구주 나이 | -0.008*** (0.001) | -0.021*** (0.005) | -0.017** (0.005) | -0.035** (0.011) | -0.022* (0.010) | -0.043*** (0.011) | -0.021* (0.009) | ||
| 가구주 교육수준(초등학교 졸업이하=1) | 중학교 졸업이상 | 0.039 (0.031) | 0.229 (0.141) | 0.176 (0.143) | 1.198*** (0.289) | 0.573* (0.248) | 0.423 (0.304) | 0.614* (0.284) | |
|
|
|||||||||
| 고등학교 재학이상 | 0.053 (0.031) | -0.246 (0.153) | -0.256 (0.153) | 0.284 (0.362) | -0.193 (0.308) | -0.755 (0.395) | 0.543 (0.286) | ||
| 가구주 혼인상태(배우자 있음=1) | 0.056 (0.035) | -0.575*** (0.167) | -0.418* (0.172) | -0.545 (0.336) | -0.740* (0.324) | -0.480 (0.382) | -0.785** (0.304) | ||
| 가구주의 근로형태(근로=1) | 0.017 (0.044 | -0.144 (0.261) | -0.274 (0.259) | 0.192 (0.480) | -0.908* (0.442) | -0.544 (0.544) | 0.281 (0.464) | ||
| 가구주의 건강상태(건강함=1) | -0.013 (0.019) | -0.431*** (0.091) | -0.475*** (0.093) | -0.369 (0.219) | -0.848*** (0.190) | -0.565* (0.229) | -0.171 (0.188) | ||
| 가구원수 | 0.353*** (0.017) | 0.425*** (0.090) | 0.361*** (0.091) | 0.545*** (0.138) | 0.385** (0.135) | 0.550*** (0.136) | 0.244 (0.130) | ||
| 경제활동 가구원수 | 0.202*** (0.044) | 0.149 (0.255) | 0.095 (0.249) | 0.157 (0.463) | 0.661 (0.407) | 0.395 (0.517) | -0.003 (0.458) | ||
| 가구내 장애인 유무(있음=1) | 0.218*** (0.026) | -0.057 (0.138) | -0.051 (0.138) | 0.157 (0.265) | -0.431 (0.290) | 0.084 (0.300) | -0.085 (0.260) | ||
| 주거형태(자가=1) | -0.065* (0.027) | -0.673*** (0.123) | -0.585*** (0.125) | -0.865** (0.320) | -0.741** (0.271) | -0.691* (0.304) | -1.809*** (0.492) | ||
| 상수항 | 6.469*** (0.101) | 4.863*** (1.129) | 4.863*** (1.171) | 2.246 (1.555) | 2.363 (1.371) | 4.445** (1.440) | -5.053** (1.741) | ||
| 지역 더미 | YES | YES | YES | YES | YES | YES | YES | ||
| R2 | 0.546 | - | - | - | - | - | - | ||
| ACME | -0.041 | -0.042 | -0.007 | -0.007 | -0.008 | 0.004 | |||
| 95% CI | -0.062~-0.023 | -0.063~-0.023 | -0.015~-0.002 | -0.014~-0.002 | -0.018~-0.003 | -0.001~0.011 | |||
| Direct Effect | 0.002 | 0.009 | 0.003 | -0.015 | 0.014 | -0.013 | |||
| 95% CI | -0.066~0.070 | -0.058~0.079 | -0.029~0.043 | -0.045~0.021 | -0.023~0.069 | -0.046~0.023 | |||
| Total Effect | -0.040 | -0.032 | -0.004 | -0.022 | 0.005 | -0.008 | |||
| 95% CI | -0.103~0.025 | -0.094~0.032 | -0.034~0.033 | -0.050~0.010 | -0.027~0.054 | -0.043~0.029 | |||
주: N=2,676. B=regression coefficient, SE=cluster standard error of the coefficient, CI=confidence interval, ACME=average causal mediation effect. ***p<.001, **p<.01, *p<.05.
자료: 한국복지패널 10차와 12차 년도 자료.
3. 성별과 연령에 따른 국민기초생활보장제도 개편의 물질적 어려움에 대한 영향
물질적 어려움에 대한 국민기초생활보장제도의 개편 효과를 하위집단(남녀 및 노인/비노인)으로 구분하여 분석하였다. 먼저, 성별 구분에 따른 국민기초생활보장제도의 개편 효과 분석 결과가 <표 3>에 제시되어 있다. 매개변수인 로그가구가처분소득을 결과변수로 설정하여 실시한 첫 회귀모형의 결과는 여성가구주와 남성가구주 집단 모두에서 국민기초생활보장제도의 개편이 로그가구가처분소득을 증가시킨 것으로 나타났다(<표 3> 모형 1).
다음으로 종합적 물질적 어려움을 결과변수로 설정하여 로그가구가처분소득을 설명변수로 포함하여 분석한 결과를 살펴보면(<표 3> 모형 2), 여성집단의 경우 인과적 간접효과를 나타내는 ACME는 −0.058이며 통계적으로 유의하였다(δ=−0.058; 95% CI=−0.085/−0.034). 즉, 국민기초생활보장제도 개편이 여성가구주의 가처분소득을 유의미하게 증대시켰고, 이는 이들 가구의 종합적 물질적 어려움을 감소시키는데 기여한 것으로 볼 수 있다. 반면, 남성 집단의 인과적 간접효과는 유의미하지 않았다(δ=−0.021; 95% CI=−0.050/0.003).
마지막으로 물질적 어려움 하위 유형에 대한 분석 결과가 <표 3>의 분석 모형 3~7에 각각 제시되어 있다. 여성집단의 경우, 인과적 간접효과인 ACME는 신용 불량을 제외한 모든 하위 항목에서 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 즉, 국민기초생활보장제도 개편이 여성가구주 수급가구의 가처분소득 증대를 통해 식품 미보장, 공과금 납부의 어려움, 주거 곤란, 및 의료 곤란의 경험 가능성을 감소시켰다. 한편, 남성집단에서는 여성과 달리 모든 하위 항목에서 유의미한 인과적 간접효과를 발견할 수 없었다.
표 3.
여성가구주와 남성가구주별 국민기초생활보장제도 개편과 물질적 어려움 간의 소득 매개효과 분석
| 구분 | 분석모형1:로그가구 가처분 소득 B(SE) | 분석모형2:종합적 물질적 어려움 B(SE) | 분석모형3:식품 미보장 B(SE) | 분석모형4:공과금 납부의 어려움 B(SE) | 분석모형5:주거 곤란 B(SE) | 분석모형6:의료 곤란 B(SE) | 분석모형7:신용 불량 B(SE) | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 여성집단 | 로그가구가처분소득 | - | -0.989*** (0.174) | -1.034*** (0.181) | -1.092*** (0.201) | -1.411*** (0.280) | -1.298*** (0.254) | 0.069 (0.347) |
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| 국민기초생활보장제도 수급여부 | 0.136*** (0.025) | 0.775*** (0.165) | 0.800*** (0.170) | -0.327 (0.408) | 0.122 (0.342) | -1.102* (0.431) | 0.851 (0.436) | |
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| 국민기초생활보장제도 개편실시 | -0.222*** (0.032) | -0.378* (0.159) | -0.368* (0.165) | -0.652 (0.376) | -0.678* (0.342) | -0.779* (0.333) | -0.271 (0.505) | |
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| 수급여부 × 개편실시 | 0.330*** (0.038) | 0.025 (0.223) | -0.006 (0.231) | 0.193 (0.575) | 0.042 (0.480) | 0.474 (0.628) | -0.425 (0.610) | |
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| 상수항 | 6.672*** (0.114) | 6.662*** (1.327) | 6.459*** (1.369) | 8.351*** (2.046) | 9.776*** (2.480) | 10.657*** (2.174) | -2.292 (2.826) | |
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| ACME | -0.058 | -0.057 | -0.013 | -0.021 | -0.020 | 0.001 | ||
| 95% CI | -0.085~-0.034 | -0.084~-0.034 | -0.026~-0.005 | -0.040~-0.008 | -0.042~-0.007 | -0.007~0.007 | ||
|
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||||||||
| Direct Effect | 0.005 | -0.001 | 0.009 | 0.004 | 0.025 | -0.012 | ||
| 95% CI | -0.074~0.090 | -0.078~0.084 | -0.029~0.063 | -0.038~0.061 | -0.024~0.105 | -0.047~0.031 | ||
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| Total Effect | -0.053 | -0.058 | -0.004 | -0.016 | 0.005 | -0.012 | ||
| 95% CI | -0.125~0.024 | -0.128~0.017 | -0.036~0.039 | -0.050~0.026 | -0.032~0.067 | -0.047~0.031 | ||
| 남성집단 | 로그가구가처분소득 | - | -0.387 (0.226) | -0.383 (0.212) | -0.277 (0.152) | 0.002 (0.134) | -0.268 (0.141) | 0.507 (0.344) |
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| 국민기초생활보장제도 수급여부 | 0.142** (0.047) | 0.252 (0.212) | 0.166 (0.217) | -0.188 (0.411) | -0.315 (0.377) | -1.585** (0.482) | 0.854* (0.385) | |
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| 국민기초생활보장제도 개편실시 | -0.148* (0.058) | -0.271 (0.210) | -0.428 (0.224) | -0.621 (0.419) | -0.271 (0.355) | -1.082* (0.471) | 0.020 (0.418) | |
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| 수급여부 × 개편실시 | 0.263*** (0.062) | 0.031 (0.282) | 0.182 (0.294) | -0.046 (0.576) | -0.484 (0.504) | 0.100 (0.775) | -0.205 (0.488) | |
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| 상수항 | 6.281*** | 3.481* | 3.408* | -1.097 | -0.567 | 1.286 | -5.772* | |
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||||||||
| ACME | -0.021 | -0.020 | -0.004 | -0.000 | -0.004 | 0.009 | ||
| 95% CI | -0.050~0.003 | -0.047~0.002 | -0.012~0.000 | -0.005~0.004 | -0.012~0.000 | -0.003~0.026 | ||
|
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||||||||
| Direct Effect | 0.007 | 0.036 | 0.001 | -0.028 | 0.012 | -0.014 | ||
| 95% CI | -0.103~0.124 | -0.075~0.154 | -0.055~0.079 | -0.080~0.041 | -0.045~0.120 | -0.078~0.060 | ||
|
|
||||||||
| Total Effect | -0.014 | 0.016 | -0.003 | -0.028 | 0.009 | -0.004 | ||
| 95% CI | -0.122~0.100 | -0.093~0.131 | -0.058~0.071 | -0.080~0.039 | -0.046~0.108 | -0.073~0.074 | ||
주: 여성집단 n=1,709, 남성집단 n=967. 모든 분석 모형은 통제변수와 지역 더미를 포함하였음. B=regression coefficient, SE=cluster standard error of the coefficient, CI=confidence interval, ACME=average causal mediation effect. ***p<.001, **p<.01, *p<.05.
자료: 한국복지패널 10차와 12차 년도 자료.
전기 노인, 후기 노인, 비노인집단을 구분하여 분석한 결과가 <표 4>에 제시되어 있다. 매개변수인 로그가구가처분소득을 결과변수로 설정하여 실시한 첫 회귀모형의 결과는 분석 모형 1에 제시되어 있다. 국민기초생활보장제도의 개편이 전기 노인집단과 후기 노인집단 모두의 로그가구가처분소득을 증가시킨 것으로 나타났다. 하지만 이와 달리 비노인집단의 경우 국민기초생활보장제도 개편이 로그가구가처분 소득 증대와 유의미한 관련성을 보이지 않았다.
다음으로 물질적 어려움을 결과변수로 설정하여 로그가구가처분소득을 설명변수로 포함하여 분석한 결과는 보면(<표 4> 모형2), 종합적 물질적 어려움의 경우 전기 노인집단(δ=−0.073; 95% CI=−0.116/−0.036)과 후기 노인집단(δ=−0.048; 95% CI=−0.075/−0.026)에서 유의미 결과를 발견하였다. 즉, 국민기초생활보장제도 개편이 노인가구주의 가처분소득을 유의미하게 증대시켰고, 이는 이들 가구의 종합적인 물질적 어려움을 감소시키는데 기여한 것으로 볼 수 있다. 마지막으로, 물질적 어려움의 하위 유형에 대한 분석 결과가 <표 4>의 분석 모형 3~7에 각각 제시되어 있다. 전기 노인집단의 경우, 인과적 간접효과인 ACME는 식품 미보장과 의료 곤란의 하위항목에 대해서 통계적으로 유의미한 것으로 나타났으며, 후기 노인집단의 경우 이들 하위 항목에 더하여 공과금 납부의 어려움과 주거 곤란에 대한 하위 항목에서도 통계적으로 유의미하였다. 한편, 비노인집단의 경우 모든 물질적 어려움에 대하여 인과적 간접효과가 유의미하지 않았다.
표 4.
노인과 비노인 집단별 국민기초생활보장제도 개편과 물질적 어려움 간의 소득 매개효과 분석
| 구분 | 분석모형1:로그가구 가처분 소득 B(SE) | 분석모형2:종합적 물질적 어려움 B(SE) | 분석모형3:식품 미보장 B(SE) | 분석모형4:공과금 납부의 어려움 B(SE) | 분석모형5:주거 곤란 B(SE) | 분석모형6:의료 곤란 B(SE) | 분석모형7:신용 불량 B(SE) | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 비노인집단 | 로그가구가처분소득 | -- | -0.128 (0.174) | -0.110 (0.150) | -0.185 (0.161) | -0.149 (0.156) | -0.211 (0.152) | 0.253 (0.281) |
|
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||||||||
| 국민기초생활보장제도 수급여부 | 0.349*** (0.072) | -0.156 (0.281) | -0.055 (0.289) | -1.279** (0.403) | -1.259** (0.415) | -1.860*** (0.508) | 0.098 (0.393) | |
|
|
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| 국민기초생활보장제도 개편실시 | 0.130 (0.138) | -0.508 (0.312) | -0.546 (0.326) | -0.876* (0.389) | -0.911* (0.436) | -0.716 (0.483) | -0.975* (0.489) | |
|
|
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| 수급여부 × 개편실시 | 0.051 (0.136) | 0.171 (0.364) | 0.167 (0.385) | 0.311 (0.563) | 0.630 (0.552) | -0.086 (0.779) | 0.686 (0.549) | |
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| 상수항 | 5.924*** (0.084) | 1.005 (1.105) | 0.673 (0.969) | -0.642 (1.156) | 0.531 (1.108) | 0.020 (1.246) | -4.054* (1.780) | |
|
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| ACME | -0.001 | -0.001 | -0.001 | -0.001 | -0.001 | 0.002 | ||
| 95% CI | -0.018~0.011 | -0.015~0.009 | -0.009~0.005 | -0.009~0.006 | -0.006~0.004 | -0.013~0.020 | ||
|
|
||||||||
| Direct Effect | 0.035 | 0.033 | 0.032 | 0.062 | 0.001 | 0.088 | ||
| 95% CI | -0.121~0.187 | -0.121~0.187 | -0.063~0.146 | -0.038~0.180 | -0.075~0.112 | -0.046~0.236 | ||
|
|
||||||||
| Total Effec | 0.034 | 0.032 | 0.031 | 0.061 | 0.001 | 0.088 | ||
| 95% CI | -0.123~0.186 | -0.122~0.185 | -0.064~0.146 | -0.038~0.180 | -0.075~0.112 | -0.047~0.236 | ||
| 전기 노인집단 | 로그가구가처분소득 | -- | -1.372*** (0.279) | -1.508*** (0.287) | -0.516 (0.524) | -0.877 (0.505) | -1.458** (0.481) | 0.235 (0.490) |
|
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| 국민기초생활보장제도 수급여부 | 0.072 (0.041) | 0.799** (0.250) | 0.709** (0.259) | -0.338 (0.522) | -0.408 (0.532) | -1.845** (0.593) | 1.434** (0.529) | |
|
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||||||||
| 국민기초생활보장제도 개편실시 | -0.250*** (0.046) | -0.505 (0.296) | -0.538 (0.310) | -0.452 (0.596) | -0.939 (0.516) | -0.990 (0.590) | 0.918 (0.553) | |
|
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||||||||
| 수급여부 × 개편실시 | 0.302*** (0.056) | 0.081 (0.386) | 0.134 (0.394) | 0.296 (0.821) | -0.201 (0.722) | 1.028 (0.930) | -2.050** (0.689) | |
|
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| 상수항 | 5.940*** (0.061) | 7.089*** (1.704) | 8.137*** (1.745) | -0.915 (3.278) | 3.150 (3.217) | 6.080* (2.939) | -8.030* (3.258) | |
|
|
||||||||
| ACME | -0.073 | -0.076 | -0.008 | -0.011 | -0.029 | 0.001 | ||
| 95% CI | -0.116~-0.036 | -0.120~-0.039 | -0.033~0.011 | -0.031~0.002 | -0.067~-0.007 | -0.006~0.009 | ||
|
|
||||||||
| Direct Effect | 0.016 | 0.025 | 0.022 | -0.005 | 0.068 | -0.090 | ||
| 95% CI | -0.117~0.163 | -0.105~0.169 | -0.056~0.143 | -0.062~0.087 | -0.032 ~0.228 | -0.145~-0.036 | ||
|
|
||||||||
| Total Effect | -0.057 | -0.051 | 0.014 | -0.015 | 0.038 | -0.089 | ||
| 95% CI | -0.180~0.078 | -0.171~0.080 | -0.062~0.131 | -0.069~0.068 | -0.044~0.178 | -0.145~-0.033 | ||
| 후기 노인집단 | 로그가구가처분소득 | -- | -0.896*** (0.178) | -0.971*** (0.186) | -1.209*** (0.268) | -0.951*** (0.249) | -1.120*** (0.222) | 1.317* (0.604) |
|
|
||||||||
| 국민기초생활보장제도 수급여부 | 0.145*** (0.028) | 0.738*** (0.191) | 0.689*** (0.195) | 0.963 (0.540) | 0.538 (0.368) | -0.306 (0.527) | 0.954 (0.731) | |
|
|
||||||||
| 국민기초생활보장제도 개편실시 | -0.234*** (0.032) | -0.380* (0.166) | -0.456** (0.172) | -0.499 (0.641) | -0.253 (0.362) | -1.116* (0.439) | 0.788 (0.675) | |
|
|
||||||||
| 수급여부 × 개편실시 | 0.320*** (0.042) | 0.066 (0.261) | 0.125 (0.265) | -0.694 (0.929) | -0.769 (0.560) | 0.063 (0.951) | -0.672 (0.919) | |
|
|
||||||||
| 상수항 | 5.736*** (0.066) | 4.261*** (1.086) | 4.752*** (1.136) | 2.224 (1.670) | 2.719 (1.595) | 3.883** (1.490) | -14.128*** (3.578) | |
|
|
||||||||
| ACME | -0.048 | -0.052 | -0.006 | -0.008 | -0.012 | 0.007 | ||
| 95% CI | -0.075 ~ -0.026 | -0.080 ~ -0.028 | -0.020 ~ -0.001 | -0.020 ~ -0.002 | -0.039 ~ -0.002 | 0.000 ~ 0.022 | ||
|
|
||||||||
| Direct Effect | 0.013 | 0.023 | -0.010 | -0.027 | 0.012 | -0.009 | ||
| 95% CI | -0.073~0.109 | -0.064~0.120 | -0.041~0.037 | -0.061~0.017 | -0.033~0.116 | -0.036~0.027 | ||
|
|
||||||||
| Total Effect | -0.036 | -0.029 | -0.016 | -0.035 | -0.000 | -0.002 | ||
| 95% CI | -0.114~0.051 | -0.107~0.057 | -0.043~0.018 | -0.065~0.000 | -0.036~0.078 | -0.033~0.044 | ||
주: 비노인집단 n=605, 전기 노인집단 n=678, 후기 노인집단 n=1,393. 모든 분석 모형은 통제변수와 지역더미를 포함하였음. B=regression coefficient, SE=cluster standard error of the coefficient, CI=confidence interval, ACME=average causal mediation effect. ***p<.001, **p<.01, *p<.05.
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Ⅴ. 논의 및 결론
본 연구는 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 빈곤층의 가처분소득 증가를 통해 물질적 어려움에 미치는 영향을 분석하기 위해 한국복지패널 10차와 12차년도 자료를 사용하여 인과매개분석 방법을 활용하여 분석을 수행하였다. 본 연구에서 발견한 주요 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 2015년의 국민기초생활보장제도의 개편이 수급자 가구의 가처분소득을 유의미하게 증대시켰으며, 이는 전반적인 물질적 어려움을 줄이는데 기여한 것으로 나타났다. 둘째, 전반적인 물질적 어려움과 더불어, 국민기초생활보장제도의 개편은 물질적 어려움의 하위 유형에도 유의미한 영향을 미친 것으로 나타났다. 셋째, 성별과 연령에 따라 물질적 어려움에 미치는 영향에 차이가 있는 것을 발견하였다.
주요 결과에 대한 논의는 다음과 같다. 먼저, 본 연구는 2015년의 국민기초생활보장제도 개편이 빈곤층의 가처분소득을 증가시키고, 이를 통해 물질적 어려움을 경험할 위험도를 낮추는 것을 확인하였다. 즉, 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 빈곤층의 재정 여건을 개선하여 경제적 스트레스를 완화하고, 이는 물질적 어려움과 같은 경제적 압박이라는 부정적 결과의 야기를 감소시키는 것이다. 이와 같은 결과는 공공부조 수급과 물질적 어려움 간에 부적 관계(negative relationship)를 보고한 연구(이상록, 2011)와 일치하는 반면, 국민기초생활보장제도의 수급과 물질적 어려움 사이에 통계적으로 유의미한 관계가 없다는 연구(이승호, 2012; 정선영, 정익중, 2012)와는 다른 결과이다. 이는 공공부조 수급의 효과를 측정함에 있어 보다 엄격한 방법론을 적용하는 것이 필요함을 보여주는 결과로도 해석할 수 있다. 이러한 맥락에서 본 연구는 2015년 국민기초생활보장제도가 빈곤층의 물질적 어려움에 미치는 영향을 보다 엄격한 방법론을 적용하여 검증하였다는 점에서 학문적 기여가 있다고 할 수 있다.
둘째, 본 연구는 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 빈곤층의 가처분소득 증대를 통해 물질적 어려움의 하위 유형을 경험할 위험을 낮추는 것을 발견하였다. 특히 식품 미보장, 공과금 납부의 어려움, 의료 곤란, 주거 곤란을 경험할 위험성을 낮춘다는 것을 밝혀냈다. 이러한 결과는 국민기초생활보장제도 수급이 물질적 어려움에 미치는 영향을 하위 유형으로 구분하여 분석한 첫 경험적 근거를 제공한다는 점에서 일차적인 의의를 지닌다. 나아가 비록 본 연구의 분석에 사용된 빈곤층이 실제로 어떤 급여에 대한 욕구를 더 지니고 있었는가를 밝혀내는 데에는 한계가 있지만, 본 연구의 결과를 바탕으로 2015년의 맞춤형 개별급여 방식으로의 전환이 다양한 영역에서 이들의 생활여건 향상에 실제적인 도움이 된다는 것으로 알 수 있다. 특히 주목할 점은 빈곤층의 실제 생활여건에서 가장 필수적이라고 볼 수 있는 식품, 의료, 주거 영역, 그리고 빈곤층의 지출에서 매우 큰 비중을 차지하는 공과금의 납부에 있어서의 어려움을 감소시키는데 국민기초생활보장제도 개편을 통한 소득의 증대가 상당한 역할을 하고 있음을 알 수 있다.
셋째, 본 연구는 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 가처분소득을 통해 물질적 어려움에 미치는 영향에서 성별 및 연령별로 차이가 있음을 확인하였다. 먼저, 성별 비교에서는 개편이 전체 물질적 어려움 및 물질적 어려움 하위 유형에 미치는 부적 영향이 여성집단에서만 발견되었다. 특히 주목할 점은 개편을 통한 가처분소득의 증가가 여성집단에서는 식품 미보장, 공과금 납부의 어려움, 의료 곤란, 주거 곤란 경험의 위험도를 낮춘다는 것이다. 여성은 남성에 비해 생애주기 전체에서 사회경제적 지위에 있어 불리한 위치에 처해있다는 점(김수정, 2007, p.94-96)을 고려하면, 빈곤에 빠질 경우 더 열악한 생활여건 속에서 살아갈 가능성이 높다. 따라서 본 연구를 통해 밝혀낸 결과는 국민기초생활보장제도의 맞춤형 개별급여로의 개편이 여성집단과 같이 더 취약한 빈곤층의 다양한 생활여건의 영역을 개선하는데 특히 더 효과가 있음을 보여준다는 점에서 중요한 의의를 지닌다.
다음으로 연령별로 집단을 구분해본 결과, 국민기초생활보장제도 개편에 의한 물질적 어려움 감소 효과는 전기 노인과 후기 노인집단에서만 나타났다. 이러한 결과는 노인 빈곤층을 대상으로 기초생활보장 수급과 물질적 어려움의 부적 관계를 보고한 선행연구(김수진, 2017)와 맥을 같이하고 있다. 노인집단에서는 개편의 효과가 나타난 반면, 비노인집단에서 효과가 나타나지 않은 점은 후자의 집단이 생활여건 상 필수적인 욕구의 정도가 더 클 수 있어 개편을 통한 급여 수준의 개선이 일상생활에 있어서 실질적인 도움으로 이어지지 못한다고 인식하기 때문일 수 있다. 또한 본 연구에서 물질적 어려움을 하위 유형으로 구분하여 분석한 결과 전기 노인집단에서는 개편이 식품 미보장과 주거 곤란 경험의 위험을 낮췄고, 후기 노인집단에서는 개편이 식품 미보장, 공과금 납부의 어려움, 의료 곤란, 주거 곤란의 위험을 낮추는 것으로 확인되었다. 이 같은 결과는 전기 노인에서 후기 노인집단으로 갈수록 점차 더 물질적 어려움을 경험(강지영, 정순둘, 2017, pp.19-21)하게 되므로 전기 노인에 비해 후기 노인집단에서 개편의 효과가 더 다양한 물질적 어려움의 영역에서 나타나는 것이라고 볼 수 있다. 또한 우리나라의 미비한 노후보장제도 때문에 상당수의 전기 노인집단(30% 이상)이 경제활동에 참여하고 있는 점을 고려하면(정경희 등, 2017, pp.459-461), 후기 노인집단의 생활여건이 훨씬 더 좋지 않고 그래서 이들에게서 개편을 통한 효과가 더 다양한 생활여건의 영역에서 물질적 어려움을 개선시키는 것이라고 볼 수 있다.
이상의 연구 결과와 논의를 토대로 몇 가지 정책적 제언을 하고자 한다. 첫째, 본 연구에서 2015년 국민기초생활보장제도의 개편을 통한 수급의 질적 및 양적 측면의 개선이 빈곤층의 가처분소득 증대를 통해 삶의 여건을 개선할 수 있음을 발견하였다. 하지만 한정된 자원을 고려했을 때 본 연구의 결과만으로 수급액과 수급자를 더 확대해야 한다고 주장하기에는 현실적인 어려움이 있다. 따라서 현재 개편된 제도 하에서 급여가 보다 효율적으로 전달될 수 있도록 반드시 수급이 필요한 사각지대에 있는 대상을 보다 정밀하게 발굴하고 필요한 도움을 보다 적절하게 제공할 수 있도록 하는 노력이 요구된다. 둘째, 본 연구를 통해 개편된 제도가 빈곤층의 다양한 생활여건 영역을 개선하는데 실질적인 도움이 되고 있음을 확인하였다. 그러므로 향후 수급자의 욕구를 보다 명확하게 파악하여 필요한 급여를 제공하는 방향으로 제도 실행에 있어 지속적인 개선이 필요하다. 따라서 2015년의 제도 개편 이후 지향하고 있는 수요자 중심 복지 및 찾아가는 복지는 바람직한 방향이라고 생각된다. 다만 수급자를 찾아내는 것에만 초점을 두는 것이 아니라 그들의 실제 생활여건을 면밀하게 확인할 수 있는 아웃리치 방법을 고안할 필요가 있다. 셋째, 국민기초생활보장제도 개편이 특히 여성집단과 노인집단 중에서도 후기 노인집단의 물질적 어려움 개선에 도움이 될 수 있음이 확인되었다. 이는 공공부조의 제공에 있어서도 대상자의 특성별로 특화된 접근이 필요함을 시사한다. 예를 들면, 여성이나 후기 노인집단 같은 최대 취약 집단을 위해 추가적인 급여의 지원이나 지역사회 개별급여 지원 등을 고려해볼 수 있다.
후속 연구에서 보완해야 할 몇 가지 한계점을 지적하면, 첫째 물질적 어려움을 이분변수로 측정하여 분석하였기 때문에, 물질적 어려움을 중복으로 경험한 경우에 대한 누적효과를 고려하지 못한 한계가 있다. 이는 본 연구의 목적이 국민기초생활보장제도 개편이 물질적 경험 여부에 미치는 영향 검증에 있었기 때문이다. 이와 더불어, 국민기초생활보장제도의 수급 또한 이분변수로 측정하였는데, 급여액이 증가함에 따라 물질적 어려움에 미치는 영향에 차이가 있을 수 있다. 후속 연구에서는 이 같은 점을 고려한 접근을 해볼 필요가 있다. 둘째, 물질적 어려움을 측정하는데 응답자의 자기보고 형식을 취하고 있어 응답자의 성향에 따라 과소 또는 과대 보고되었을 가능성을 배제할 수 없다.
이와 같은 한계점에도 불구하고 본 연구는 2015년 국민기초생활보장제도의 개편이 빈곤층의 물질적 어려움을 감소시키는 효과를 확인한 첫 시도라는 점에서 의의를 지닌다. 또한 그 과정에서 기존의 선행연구보다 엄격한 분석 방법을 적용하였고, 보다 다양한 취약집단에 대한 분석을 수행하였다는 점에서도 기여하는 바가 있다. 본 연구를 시작으로 우리나라의 대표적 공공부조 제도인 국민기초생활보장제도가 빈곤층의 삶을 어떻게 개선하는지 분석하는 후속 작업이 이어지기를 기대해본다.
- 투고일Submission Date
- 2020-04-09
- 수정일Revised Date
- 2020-06-15
- 게재확정일Accepted Date
- 2020-07-01
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