Ⅰ. 서론

많은 국가들은 인구고령화로 인한 연금의 재정건전성의 악화와 경제활동인구의 감소로 인한 조세수입의 감소에 대응하기 위하여, 연금의 급여수준을 축소시키고 고령자의 노동시장참여율을 증가시키기 위한 개혁들을 지속적으로 수행하여 왔다. 연금의 경우 완전노령연금의 수급개시연령을 증가시키는 개혁들이 대표적으로 수행되어 왔다. 미국은 완전노령연금의 수급개시연령을 2000-2005년에 걸쳐 65세에서 66세로 증가시켰으며 추가적으로 2017-2022년 동안 66세부터 67세로 증가시키기로 되어 있다 (Mastrobuoni, 2009). 호주에서는 1995-2014년 동안 여성의 연금수급개시연령을 60세에서 남성과 동일한 65세까지 증가시켰으며(Atalay & Barrett, 2015), 스위스에서도 여성의 수급개시연령을 2002-2007년 동안 62세에서 64세로 증가시켰다(Hanel & Riphahn, 2012). 이 외에도 그리스, 덴마크, 독일, 영국, 이탈리아, 일본, 프랑스 등도 연금수급개시연령을 증가시키는 개혁을 시행하였거나 시행 중에 있다(이용하, 김원섭, 2012). 연금수급개시연령의 증가는 대부분 연금수급개시연령의 증가로 인한 급여의 상실분을 보험수리적으로 보정해주지 않는다는 점에서 연금의 재정부담을 줄이는 매우 효과적인 정책이다. 또한 고령자의 고용률을 증가시키기 위한 연금정책의 개혁도 여러 국가에서 이루어지고 있다. 대표적으로 미국은 완전노령연금의 수급시기를 늦출 경우 연금급여액을 인상해주는 지연은퇴크레딧(delayed retirement credit)의 인상비율을 3% 에서(1918-1924년생 코호트) 8%까지(1943년생 코호트 이상) 증가시켰으며(Pingle, 2006), 노르웨이는 2011년의 연금개혁을 통하여 조기노령연금 수급에 대하여 기존에 존재하였던 근로소득으로 인한 급여액의 감액을 완전히 폐지하였다(Hernæs et al., 2016). 고령자의 노동시장참여율을 높이기 위해서 근로로 인한 연금액의 감소를 제거하기 위한 개혁들은 미국, 캐나다, 스웨덴, 영국, 일본에서도 시행되었다(Hernæs et al., 2016). 모든 사회보장제도에 대하여 급여 인센티브가 국민들의 노동공급에 미치는 영향은 급여설계에 필요한 가장 필수적인 정보 중 하나이기 때문에, 다양한 사회보장제도들의 급여 인센티브의 변화가 대상자의 노동공급에 미치는 연구들은 광범위하게 수행되어 왔다. 특히, 연금의 급여 인센티브로 인한 고령자의 노동시장참여율의 변화는 연금의 재정수입과 총 노동공급에 영향을 미친다. 또한 사회보장의 측면에서 국민연금을 아직 받지 못하는 고령자의 시장소득은 노후소득보장의 가장 기본적인 요소로서 중요한 고려 사항이다.

우리나라에서도 1988년부터 시행된 국민연금의 재정건전성을 제고하기 위하여, 1998년의 국민연금법의 개정을 통하여 완전노령연금의 수급개시연령이 기존의 60세에서 1953년생부터 출생연도 기준으로 4년마다 1세씩 증가하게 되었다. 따라서 2013년부터 연금수급개시연령은 61세로 증가하였고 2033년에 65세로 증가하게 된다. 또한 국민 연금의 소득대체율은 기존의 70%에서 1999년에는 60%, 2008년에는 50%로 감소하였으며, 2009년부터 매년 0.5%씩 감소하여 2028년에는 40%까지 인하된다.¹⁾ 이러한 급여의 순삭감은 순수한 소득효과를 발생시키기 때문에, 다른 모든 상황이 동일한 경우 고령자의 노동공급을 증가시킬 것으로 기대된다.

무엇보다 이러한 정책적인 변화는 급여 인센티브 변화의 외생적인 변량을 발생시키기 때문에, 급여 인센티브가 노동공급에 미치는 영향을 추정할 수 있는 자연실험(natural experiment)의 환경을 제공한다. 개인에게 있어서 연금수급개시연령의 증가나 소득대체율의 감소는 외생적인 변량인 것으로 가정할 수 있는 반면, 동일한 정책을 경험하는 개인 간의 연금급여액의 차이는 내생성의 문제에 언제나 노출되어 있다. 따라서 기존의 연구들에서도 연금정책의 변화를 외생적인 변량으로 추출하는 연구들이 주를 이룬다 (Atalay & Barrett, 2015; Blau & Goodstein, 2007; Hanel & Riphahn, 2012; Mastrobuoni, 2009; Pingle, 2006). 대표적으로 미국의 연금수급개시연령(normal retirement age; NRA)의 증가가 62-65세 고령자의 노동공급에 미치는 영향을 분석한 Mastrobuoni(2009)는, 자신의 연구의 “이론적 모델화(identification)는 노동시장 및 금융시장 조건들과 근로자의 여러 특성들을 통제한 후에는, 1938년 이전에 태어난 근로자와 이후에 태어난 근로자 간의 평균은퇴연령에서 관찰되는 추세의 단절(trend-discontinuity)은 그에 대응하는 NRA의 변화로 인한 것이라는 가정에 근거한다.”²⁾ 고 말하였다. 이를 보다 쉬운 말로 표현하면, 정책의 변화가 개인에게 있어 외생적인 변량으로 볼 수 있는 경우에는 기본적인 혼동요인들만 통제하여도 정책 변화의 영향을 일관되게 추정할 수 있다는 가정을 사용할 수 있다는 것이다. 정책의 외생적인 변량을 사용하는 연구들은 대부분 Mastrobuoni(2009)와 동일한 가정에 기초하고 있다. 따라서 본 연구에서도 같은 가정에 기초하여, 정책의 외생적인 변량을 추출하여 국민연금의 정책적인 변화가 고령자의 노동시장참여에 미치는 영향을 분석한다.

이러한 배경에 기초하여, 본 연구는 우리나라에서 이루어지고 있는 국민연금의 완전 노령연금 수급개시연령의 증가가 남성 고령자(58-60세)의 노동시장참여에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 현재(2017년 1월)를 기준으로 연금수급개시연령이 61세인 1953-1955년생 코호트들 전부가 만 61세 이상이 되었다는 점에서, 지금이 이질적인 연금수급개시연령을 경험한 코호트들을 비교할 수 있는 적절한 시점이다. 구체적으로 본 연구에서는 연금수급개시연령이 61세인 1953-55년생 코호트들의 58-60세의 노동시 장참여율을 연금수급개시연령이 60세인 1945-52년생 코호트들의 58-60세의 노동시장 참여율을 비교함으로써, 연금수급개시연령의 증가가 고령자의 노동시장시장참여율에 미치는 영향에 대한 추정치를 제공하고자 한다. 1956년생 코호트의 연금수급개시연령도 61세이지만 이들은 2018년 1월에 모두 만 61세가 되기 때문에, 현 시점에서 1956년생 코호트의 만 60세 동안의 노동시장참여경험을 전부 관찰하는 것이 불가능하다. 앞으로 국민연금의 수급개시연령의 증가는 2033년까지 지속된다는 점에서, 본 연구의 분석 결과는 앞으로의 정책 변화에 대한 고령자의 노동시장참여의 변화를 예측하는데 도움이 될 수 있는 정보를 제공할 수 있을 것이다. 국외에서는 연금수급개시연령의 증가가 고령자의 경제활동에 미치는 영향을 살펴본 연구들이 여러 존재하지만(Atalay & Barrett, 2015; Blau & Goodstein, 2007; Hanel & Riphahn, 2012; Mastrobuoni, 2009; Pingle, 2006), 우리나라에서는 이에 대한 연구가 아직 존재하지 않는 것으로 보인다.³⁾

무엇보다 본 연구는 대표성이 있는 충분한 크기의 표본을 제공하는 경제활동인구조사를 분석자료로 사용함으로써, 외적 타당성(external validity)을 가질 수 있는 일관된 점 추정치를 산출하고자 한다. 경제활동인구조사는 국민들의 경제활동을 살펴보기 위해서 매월 약 33,000 가구를 대상으로 조사하는 자료로서, 본 연구가 활용할 수 있는 가장 대규모의 그리고 대표성 있는 표본을 제공한다. 그리고 본 연구에서 남성 고령자만을 대상으로 분석하는 이유는 전통적으로 남성부양자 가족모델을 유지해 온 우리나라에서는 여성의 연금 수급률이 남성보다 훨씬 낮을 뿐만 아니라, 여성의 노동시장참여는 오히려 남편의 연금수급에 더 큰 영향을 받을 수 있기 때문이다. 본 연구의 분석자료인 경제 활동인구조사는 국민연금 수급권의 유무와 가구아이디를 제공하지 않기 때문에 이러한 한계를 극복하기 어려우며, 따라서 연금 수급권을 가진 비율이 충분히 높은 남성 고령자에 대한 분석만이 최소한의 타당성을 가질 수 있다. 본 연구에서 국민연금의 소득대체율의 감소 대신 연금수급개시연령의 증가를 분석하는 이유는, 국민연금의 수급개시연령의 증가는 소득대체율의 감소와는 달리 인접한 코호트 간의 급여수준의 급격한 차이를 발생시키기 때문이다. 단지 연금수급개시연령의 1년의 증가로 인하여 1953년생은 1952년생보다 무려 1년치의 연금을 덜 받게 된다. 반면, 소득대체율의 감소는 매우 급격한 변화임에도 불구하고 소득대체율은 급여산식에서 가입자의 매년의 소득액에 대해서 적용되는 비율이기 때문에, 인접한 코호트 간의 급여수준의 유의미한 차이를 발생시키기는 어렵다. 그러므로 국민연금의 수급개시연령이 출생연도 기준으로 4년마다 1세씩 증가하는 우리나라의 연금개혁은 연금액의 감소에 대한 고령자의 노동시장참여의 응답을 확인하는데 있어 매우 적합한 실험적 상황을 제공한다.

Ⅱ. 연구배경

Ⅲ. 분석방법

2. 연구설계

가. 종속변수: 58-60세 남성 고령자의 노동시장참여여부

본 연구에서 종속변수는 1945-55년생 남성 코호트들의 58-60세 동안의 노동시장참 여여부이다. 본 연구에서 58-60세는 개인의 출생월까지 고려한 만 나이의 기간을 나타낸다. 즉, 예를 들어 1950년 5월생의 58-60세의 기간은 2008년 6월부터 2011년 5월까지이다. 58-60세를 이렇게 정의한 이유는 노령연금의 수급권을 가진 개인은, 만 나이가 연금수급개시연령이 되는 시점의 다음 달부터 노령연금을 수급할 수 있기 때문이다. 따라서 출생연도가 같다고 하더라도 출생월이 다른 경우, 58-60세의 기간은 서로 다르게 된다. 60세까지 분석한 이유는 연금수급개시연령이 1953년생 코호트부터 60세에서 61세로 증가하였기 때문이다. 따라서 61세에는 노령연금 수급권을 가진 1945-55년생 코호트들이 모두 연금을 수급할 수 있으므로 분석대상에 포함하지 않았다.

노동시장참여여부는 주당 근로시간을 기준으로 구분하였다. 경제활동인구조사는 지난주에 수입을 위한 목적으로 또는 무급가족종사자로 일한 총 근로시간을 조사한다. 이에 본 연구는 주당 총 근로시간을 기준으로 하여, ‘주당 20시간 이상 근로 여부’, ‘주당 30시간 이상 근로 여부’, ‘주당 40시간 이상 근로 여부’ 각각에 대하여 분석을 시행하였다.

나. 처리집단과 통제집단의 구성

본 연구의 처리집단은 연금수급개시연령이 61세인 1953-55년생 코호트이다. 앞서 언급하였듯이, 1956년생 코호트는 아직 60세의 자료가 없기 때문에 분석에 포함하지 않았다. 통제집단은 연금수급개시연령이 60세인 1952년생 이하 코호트들로 구성할 수 있다. 그러므로 통제집단의 코호트들을 몇 년생까지 포함할 것인가를 선택해야 한다. 본 연구에서는 1997년 외환위기(1997.12.-2001.8.)와 기초생활보장제도 시행 (2000.10.) 이후를 분석기간으로 하면서, 또한 2003년 1월에 이루어진 경제활동인구 조사의 표본의 전면 개편을 고려하여, 2003년 1월의 자료부터 분석에 사용하고자 한다. 2003년 1월에 58세가 되는 코호트는 1945년생 코호트이며, 따라서 본 연구에서 통제집단은 1945-52년생 코호트로 구성하였다. 따라서 본 연구의 처리집단은 1953-55년생(3년) 코호트이며 통제집단은 1945-52년생(8년) 코호트이다.

그림 1은 경제활동인구조사로 계산한 1945-55년생 코호트들의 출생연월로 구분한 코호트별 노동시장참여율을 보여준다. 위쪽의 그래프는 횡단면 가중치를 적용하지 않은 결과이고 아래쪽의 그래프는 횡단면 가중치를 적용한 결과이다. 그림에서 보이는 것과 같이, 가중치를 미적용한 노동시장참여율이 가중치를 적용한 노동시장참여율보다 시계열의 일관성이 더 높게 나타났다.⁵⁾ 따라서 본 연구에서는 가중치를 적용하지 않은 결과를 사용하였다.

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그림 1

1945-55년생 남성의 58-60세의 코호트별 노동시장참여율

주: 위 그래프는 횡단면 가중치를 미적용한 결과이고 아래 그래프는 횡단면 가중치를 적용한 결과임.

다. 통제변수

그림 1에서 나타난 것과 같이, 남성 고령자(58-60세)의 노동시장참여율은 지난 약 10년 동안 지속적으로 증가하는 것으로 보인다. 따라서 연금수급개시연령의 증가의 영향을 확인하기 위하여, 단순히 연금수급개시연령이 다른 1945-52년생 코호트들과 1953-55년생 코호트들의 노동시장참여율을 비교하는 것은 적절하지 못한 방법이다. 따라서 본 연구에서는 기존 연구들과 같이(Blau & Goodstein, 2007; Mastrobuoni, 2009; Pingle, 2006), 기본적인 통제변수들을 통제했을 때 코호트에 따른 노동시장참여율의 추세에서 연금수급개시연령에 따른 단절이 나타나는지를 확인하는 방법을 사용한다.

코호트를 비롯한 통제변수들의 선택은 기존 연구들과의 이론적인 일관성을 유지하기 위해서, 기존 연구들에서 사용한 통제변수들을 최대한 사용하고자 하였다. Mastrobuoni(2009)는 기본모델에서 출생연도의 1차항, 연령, 혼인상태, 교육수준, 인종, 가구원 수, 거주지역, 50-55세의 교육･젠더･지역별 실업률과 평균주당근로시간, 지연은퇴크레딧(delayed retirement credit; in percent)을 통제하였다. Atalay & Barrett(2015)은 혼인상태, 교육수준, 거주지역, 주택소유여부, 주택가치, 가구원 수를 통제하였다. Hanel과 Riphahn(2012)은 결혼지위, 교육수준, 종사산업, 거주지역을 통제 하였다. 그리고 노르웨이를 대상으로 62세부터 수령 가능한 조기은퇴연금의 근로소득조사를 통한 감액 제도의 폐지가 고령자의 노동공급에 미치는 영향을 살펴본 Hernæs 등 (2016)은 젠더, 교육수준, 출신국가, 60세 때의 근로소득과 주당근로시간을 통제하였다. 이에 본 연구에서는 출생연월의 1차항, 연령(더미변수), 교육수준(초졸이하/중졸/고졸/ 전문대졸/대졸/대학원졸), 혼인상태(미혼/유배우/사별 및 이혼), 거주지역(동/읍면)⁶⁾, 남 성의 45-49세 실업률(월별)과 평균주당근로시간(월별)을 통제하였다. 남성의 45-49세의 실업률과 평균근로시간을 통제한 이유는, 45-49세의 노동시장상황이 더 어린 연령대의 노동시장상황보다 58-60세의 노동시장상황과 더 유사할 것으로 예상되기 때문이다 (Mastrobuoni, 2009). 본 연구에서는 경제활동인구조사가 제공하는 자료의 한계로 인하여, 기존 연구에서 통제한 거주지역, 주택소유여부, 가구원 수, 이전 연령에서의 근로소득이나 주당근로시간을 통제하지는 못하였다. 따라서 고령자의 노동시장참여를 설명하는 중요한 변수들을 충분히 통제하지 못한 것이 본 연구가 가지는 주요한 한계 중 하나이다.

Ⅳ. 분석결과

<표 3>, <표 4>, <표 5>에는 각각 58-60세인 남성 고령자의 ‘주당 20시간 이상 근로 여부’, ‘주당 30시간 이상 근로여부’, ‘주당 40시간 이상 근로여부’에 대한 선형확률모델의 분석결과가 제시되어 있다(기술통계량은 부록에 제시하였음). 각각의 경우에 대하여, 4개의 모델로 분석을 시행하였다. 첫째 모델은 연금수급개시연령이 61세인 1953-1955년생 코호트인지의 여부만을 포함하였으며, 둘째 모델은 추가적으로 출생연월의 1차항⁸⁾을 포함하였다. 셋째 모델은 둘째 모델에 더하여 개인특성변수인 연령, 교육수준, 혼인상태, 거주지역을 포함하였다. 마지막으로 넷째 모델은 셋째 모델에 더하여 45-49세의 실업률(월별)과 평균주당근로시간(월별)을 통제하였다. 경제활동인구조사는 결측 값이 존재하지 않는 장점을 가지며, 따라서 총 분석대상은 모든 모델에서 170,047명으로 동일하였다.

분석 결과, 연금수급개시연령이 61세인 1953-55년생 코호트들의 58-60세의 노동시 장참여율은 연금수급개시연령이 60세인 1945-52년생 코호트들보다 일관되게 높은 것으로 나타났다. 주당 20시간 이상 근로여부의 경우 1953-55년생 코호트들의 노동시장 참여율은 1945-52년생 코호트들보다 3.7% 높았으며, 주당 30시간 이상 근로여부의 경우 3.9% 높았고, 주당 40시간 이상 근로여부의 경우 4.1% 높은 것으로 나타났다(모델 1). 출생연월을 추가로 통제한 모델 2에서는, 주당 30시간과 주당 40시간 이상 근로 여부의 경우에만 1952-55년생 코호트의 노동시장참여율은 1945-52년생 코호트들보다 각각 1.9%, 2.4% 높은 것으로 나타났다. 개인특성을 추가로 통제한 모델 3에서는, 주당 20시간, 30시간, 40시간 이상 근로여부 모두에 대해서 1952-55년생 코호트들의 노동시 장참여율은 1945-52년생 코호트들보다 각각 1.1%, 2.3%, 2.6% 높은 것으로 나타났다. 그러나 노동시장특성을 추가적으로 통제한 모델 4에서는, 주당 20시간, 30시간, 40시간 이상 근로여부 모두에 대해서 1952-55년생 코호트들의 노동시장참여율은 1945-52년생 코호트들과 유의하게 다른 것으로 나타나지 않았다. 결론적으로 본 연구에서는 연금수 급개시연령의 증가가 고령자의 노동시장참여율의 증가시킨다는 충분한 증거를 발견하지 못하였다.

다른 변수들의 영향을 살펴보면, 먼저 모든 모델에서 출생연월이 증가할수록 58-60세인 남성 고령자의 노동시장참여율이 유의하게 증가하는 것으로 나타났다. 구체적으로 출생연도가 1년 증가할 때 남성 고령자의 노동시장참여율이 0.3-1.3% 증가하는 것으로 나타났다. 연령의 경우에도 모든 모델에서 연령이 증가할수록 노동시장참여율이 감소한 다는 결과를 일관되게 보여주고 있다. 구체적으로 연령이 59세인 경우 58세인 경우에 비하여 노동시장참여율이 2.2-3.4% 낮은 것으로 나타났으며, 60세인 경우 58세인 경우에 비하여 3.4-5.3% 낮은 것으로 나타났다. 교육수준의 경우에도, 모든 모델에서 동일한 결과를 보여주었다. 교육수준이 고졸인 경우를 기준으로 하여, 초졸 이하인 경우 노동시장참여율이 2.7-6.2% 낮은 것으로 나타났으며 중졸인 경우 노동시장참여율이 1.6-2.6% 높은 것으로 나타났고 전문대졸인 경우 유의한 차이를 나타내지 않았으며, 대졸인 경우 노동시장참여율이 각각 2.5-2.8% 낮은 것으로 나타났고 마지막으로 대학원졸인 경우 노동시장참여율이 3.9-5.7% 높은 것으로 나타났다. 혼인상태의 경우에도, 유배우인 경우를 기준으로 하여 미혼인 경우 노동시장참여율이 33.8-36.6% 낮은 것으로 나타났으며 사별 및 이혼인 경우 노동시장참여율이 14.1-14.7% 낮은 것으로 나타났다. 또한 45-49세 남성의 실업률이 1% 증가할 때 남성 고령자의 노동시장참여율은 2.6-3.5% 낮아지는 것으로 나타났으며, 45-49세 남성의 평균주당근로시간이 1시간 증가할 때 고령자의 노동시장참여율은 0.7-2.6% 증가하는 것으로 나타났다.

Ⅴ. 결론

우리나라의 완전노령연금의 수급개시연령은 1998년 국민연금법의 개정으로 인하여, 60세에서부터 65세까지 점진적으로 증가하게 되었다. 구체적으로 1953년생부터 출생 연도 기준으로 4년마다 1세씩 증가하며, 따라서 2013년부터 연금수급개시연령은 61세로 증가하였고 2033년에 65세로 증가하게 된다. 본 연구는 이러한 연금수급개시연령의 증가가 남성 고령자의 노동시장참여에 미치는 영향을 확인하기 위하여, 경제활동인구조사를 사용하여 1945-52년생 코호트와 1953-55년생 코호트를 비교하였다. 경제활동인구조사는 대표성이 있는 대규모의 표본을 제공한다는 장점을 가진다. 본 연구에서 활용한 경제활동인구조사의 총 관찰 수는 약 170,000개였다.

그러나 분석결과, 본 연구에서는 연금수급개시연령의 증가가 남성 고령자(58-60세)의 노동시장참여율을 유의하게 증가시킨다는 증거를 발견하지 못하였다. 그러나 그 이유가 통제변수들을 충분히 포함하지 못하였기 때문인지 아니면 정말로 영향이 존재하지 않기 때문인지의 여부를 확인할 수는 없었다. 매우 많은 관찰 수를 활용하였음에도 불구하고 이를 확인할 수 없는 이유는 경제활동인구조사에서 개인 및 가구, 그리고 코호트별 이질성을 통제할 수 있는 충분한 변수를 제공하지 않기 때문이다. 경제활동인구조사에서 사용할 수 있는 통제변수는 출생연월, 교육수준, 혼인상태, 거주지역(동/읍면) 뿐이다.

그렇지만 본 연구에서는 연금수급개시연령의 1년의 증가라는 정책의 상당한 크기의 외생적인 변량과 대규모의 표본을 사용하여 분석을 시행하였다는 점에서, 본 연구의 결과는 최소한 우리나라에서는 연금수급개시연령의 증가가 남성 고령자의 노동시장참 여여부에 충분한 영향을 주지는 않았다는 것을 보여준다고 말할 수 있을 것이다. 만약 우리나라에서 연금수급개시연령의 증가가 남성 고령자의 노동시장참여율에 영향을 주지 않았다면 이에 대해서는 이론적으로 세 가지의 이유가 가능하다. 첫째는 남성 고령자의 고용률이 이미 충분히 높기 때문일 수 있으며, 둘째는 남성 고령자의 노동시장이 매우 경직되어 있을 수 있기 때문이고, 마지막으로 셋째는 아직까지 국민연금이 수급자 비율 또는 연금액에서 충분한 급여수준을 보장하지 못하기 때문일 수 있다. 국외에서 이루어진 기존 연구들에서는 연금수급개시연령의 증가가 고령자의 고용률을 상당히 증가시킨다는 것을 발견하였다는 점에서, 이 세 가지 가능한 이유들은 모두 앞으로 연구가 이뤄져야 할 필요가 있는 매우 중요한 주제들이다.

본 연구에서는 국민들의 경제활동에 대한 대표성이 있는 대규모의 표본을 제공하는 경제활동인구조사를 사용하였음에도 불구하고, 해당 자료가 일반 연구자들에게 더 많은 정보를 제공하지 않고 있음으로 인하여 최선의 분석을 시행할 수는 없었다. 경제활동인 구조사에서 개인 또는 가구아이디를 제공한다면 보다 나은 분석들이 시행될 수 있다. 예를 들어, Hanel과 Riphahn(2012)과 같이 다른 정책을 경험한 코호트들의 노동시장참 여율 변화에 대하여 이중차분법을 사용하는 경우 모델의 설명력을 크게 높일 수 있으며, 또한 단순히 이전의 근로소득이나 주당근로시간을 통제하는 것도 모델의 설명력을 높이는 매우 유용한 방법이다(Hernæs et al., 2016). 이 외에도 응답자의 거주지역이나 가구원 수 등에 대한 정보들이 추가적으로 제공되는 것만으로도 보다 타당성이 있는 분석을 시행할 수 있다. 또한 국민연금공단의 개인들의 국민연금 보험료 납부이력과 노동시장 참여여부에 대한 정보를 활용할 수 있다면, 분석대상의 연금수급권의 여부를 정확하게 파악할 수 있어 훨씬 엄밀한 분석을 시행할 수 있을 것이다. 본 연구를 기초로 하여, 향후 연구들에서는 연금수급개시연령의 증가가 고령자의 노동시장참여율에 미치는 영향을 규명하기 위한 보다 엄밀한 연구들이 수행될 수 있기를 기대한다.