ISSN : 1226-072X
알기 쉬운 요약
The purpose of this study was to analyze the health of the self-employed. Specifically, it investigated whether there are differences in health between wage workers and self-employed people and estimated the causal effect of employment status on health. Various variables, including both subjective and objective health indices, were used to assess health according to employment status.
The results indicated that the health status of self-employed individuals is generally worse than that of wage earners. Additionally, the analysis using dynamic random effects probit models revealed significant heterogeneity within the self-employed group, showing that self-employment negatively impacts the health of those without employees. Furthermore, the study found that the negative impact of self-employment on health is likely non-linear, influenced by the individuals' typical health status.
이 연구는 우리나라 자영업자의 건강 상태를 실증적으로 분석하여 향후 정책 방향을 모색하고자 하였다. 임금근로자와 자영업자 간에 건강 상태에 차이가 있는지 확인하고, 종사상 지위가 건강 상태에 미치는 영향을 추정하고자 시도하였다. 주관적 건강 지표, 객관적 건강지표 등 다양한 변수를 활용하여 다각도로 건강 상태를 확인하였으며, 자영업자 구성의 이질성을 고려하여 고용주와 자영자로 구분하여 임금근로자에 비해 이 두 그룹의 건강 상태가 어떠한지 살펴보았다. 본 연구의 결과는 대체로 임금근로자에 비해 자영업자의 건강 상태가 상대적으로 좋지 않고, 그중에서도 자영자의 건강 상태가 가장 나빴음을 보여준다. 종사상 지위가 건강에 미친 영향을 분석하기 위해 동태적 임의 효과 모형을 통해 추정한 결과에서도 자영업 내부의 이질성이 확인되며, 자영업은 자영자의 건강에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 인구·사회· 경제적 특성, 직업 특성, 건강 행동 등의 통제 여부가 추정치의 크기나 유의성에 큰 영향을 미치지 않았으며, 전기의 건강 상태는 현재의 건강 상태를 결정하는 주요 요인임을 확인할 수 있다. 아울러 자영업이 건강 상태에 미친 부정적인 영향은 근로자들의 평소 건강 상태에 따라 비선형적일 가능성을 확인하였다. 본 연구는 우리나라의 자료를 사용하여 종사상 지위가 근로자들의 건강에 영향을 미쳤을 가능성을 확인하였다는 데에 의의가 있으며, 연구 결과는 향후 정책 방향을 설정하는 데에 객관적인 근거로 활용되기를 기대한다.
많은 선진국에서 자영업은 일자리 창출과 경제성장의 원동력으로 인식되기 때문에 이들 국가들은 자영업이 경제 전반에 미치는 긍정적 효과를 근거로 자영업을 장려하고 있다(김우영, 2009; Rietveld et al., 2015).
반면 우리나라 자영업자의 비중은 OECD 회원국 중 최상위권에 속하는데, 해외와는 달리 우리나라에서의 높은 자영업 비율은 경제 규모에 비해 지나치게 높은 편이라는 지적과 함께 경제적·사회 구조적 문제로서 인식되어 왔다. 이는 우리나라 자영업의 특성에 기인하는데, 선진국들과는 달리 우리나라의 자영업자는 혁신적인 창업자라기보다는 실업의 대안으로 선택하는 사람들이 많고(정석영 외, 2020), 이들 중 대부분이 저부가가치 산업에 종사하는 생계형 영세 자영업자로서 근로 빈곤의 위험에 노출되어 있기 때문이다.
오랜 기간 사회문제로 지적되어 온 만큼 우리나라의 자영업 관련 연구는 활발하게 진행되어왔다. 그러나 관련 연구의 대부분은 자영업 선택 혹은 자영업 비중의 결정 요인과 자영업 내부의 이질성에 관한 연구 등이 주를 이루고, 건강 측면에서 실증 분석한 국내 연구는 거의 없는 실정이다.
자영업자는 임금근로자에 비해 평균 근로일수, 장시간 근로일수가 더 많고, 경기변동에 민감하기 때문에 실업 등의 위험에 쉽게 노출될 뿐만 아니라 사회보험 가입률이 낮기 때문에 질병, 재해 등에도 취약할 것으로 예상된다. 이에 본 연구는 우리나라 자영업자의 건강 상태를 실증적으로 분석하고 이를 바탕으로 향후 정책 방향을 모색하고자 하였다. 보다 구체적으로 임금근로자와 자영업자, 즉 종사상 지위에 따라 건강 상태에 차이가 있는지 살펴보고, 종사상 지위가 건강 상태에 영향을 미치는지 확인하여 정책 개선 방향에 대한 함의를 도출하고자 하였다.
본 연구는 주관적 건강지표, 객관적 건강지표 등 다양한 변수를 활용하여 다각도로 건강 상태를 확인하였으며, 자영업자 구성의 이질성을 고려하여 고용주와 자영자로 구분하여 임금근로자에 비해 이 두 그룹의 건강 상태가 어떠한지 살펴보았다. 이를 위해 임금근로자와 자영업자 간의 전반적인 건강 상태의 차이를 합동 모형을 통해 확인하고, 개인의 미관측된 이질성을 통제하고자 고정 효과를 설명변수들의 평균값의 함수로 포함하는 상관된 임의 효과 모형을 통해 고용 형태별 건강 격차를 분석하였다. 또한 동태적 임의 효과 모형을 통해 고정 효과뿐만 아니라 건강의 초깃값을 비롯한 건강의 상태의존성을 모두 통제하여 종사상 지위가 건강에 영향을 미치는지 확인하고자 하였다. 본 연구는 우리나라의 자료를 사용하여 종사상 지위가 근로자의 건강에 영향을 미쳤을 가능성을 확인하였다는 데에 의의가 있으며, 연구 결과는 향후 정책 방향을 설정하는 데에 객관적인 근거로 활용되기를 기대한다.
건강은 직업적 특성에 의해 영향을 받을 수 있다. 해외 선행연구들은 종종 자영업자들의 건강 상태가 임금근로자에 비해 좋다는 연구 결과를 제시하며, 그에 대한 이유로 자영업자들이 더 높은 수준의 직무 통제력과 독립성을 갖고 있기 때문이라고 설명한다(Rietveld et al., 2015; Andersson, 2008; Prottas & Thompson, 2006). 반면 자영업자는 독립적으로 사업을 운영하여 사업의 생존에 대해 전적으로 책임을 지기 때문에 정신적 스트레스가 많고 (Stephan & Roesler, 2010), 일의 강도가 높으며 장시간 근로를 할 가능성이 높은 것으로 알려져 있는데, 이는 자영업자의 건강을 악화시키는 요인으로 작용한다.
이와는 반대로 건강 상태가 개인의 종사상 지위를 결정하기도 한다. 즉, 건강상의 이유로 자영업 진퇴를 결정하기도 하는데, 이는 역인과관계(선별 효과)로 해석된다. 건강은 생산성을 결정하는 주요 요인이고 자영업자들의 소득은 개인의 능력에 훨씬 더 의존하기 때문에, 상대적으로 건강한 개인들이 자영업을 선택할 가능성이 있다. 반면 건강이 좋지 못한 사람들은 취업에 어려움을 겪으면서 생존을 위한 비자발적 자영업자가 될 수도 있고(Zwan et al., 2016), 건강이 악화한 근로자는 생산성이 떨어지면서 해고되어 자영업자로 전환될 가능성도 있다.
종사상 지위와 건강 간의 관계는 인과적 효과와 선별 효과가 동시에 작용하여 결정되기 때문에, 종사상 지위가 건강에 미치는 효과를 엄밀하게 분석한 연구는 충분치 않다. Andersson(2008)은 종사상 지위에 따른 건강 상태를 살펴보기 위해 스웨덴의 생활 수준 조사(Swedish Level-of-Living Survey) 자료를 사용하여 고정 효과 로짓 모형으로 분석하였는데, 임금근로자와 자영업자 간 정신적·주관적 건강 상태의 차이는 발견하지 못하였음을 밝혔다. Rietveld et al.(2015)은 미국 HRS 자료를 사용하여 합동 로짓 모형과 고정 효과 로짓 모형으로 분석하였다. 그들은 분석에 사용한 건강지표(객관적 건강 상태, 주관적 건강 상태, 정신건강) 모두에서 일반적으로 자영업자가 임금근로자보다 상대적으로 건강 상태가 양호하다는 것을 보였다. 그러나 이 효과는 건강한 개인이 자영업으로 진입하여 발생한 역인과관계에 의한 효과일 뿐, 인과관계를 추정하기 위해 개인의 이질성을 통제한 고정 효과 모형에서는 두 그룹 간의 건강 상태에 유의한 차이가 없음을 밝혔다.
해외와 달리 생계형 자영업자의 특성을 갖는 우리나라의 경우, 자영업자의 건강 상태는 임금근로자에 비해 열악할 것으로 예상되나 종사상 지위에 따른 건강 상태를 실증 분석한 연구는 그리 많지 않다. 자영업자들의 상대적인 건강 상태나 의료 이용 실태를 기초통계 수준에서 파악한 정도에 머물러 있다. 이상영·신현웅(2012)은 자체 설문조사를 바탕으로 산출한 자영업자의 결과와 국민건강영양조사를 바탕으로 산출한 일반 국민의 결과를 비교하여 자영업자들의 상대적인 건강 상태 및 의료 이용 실태를 확인하였다. 이 연구에 의하면 일반적인 예상과 달리 자영업자의 건강 상태나 의료 이용이 일반 국민에 비해 양호한 것으로 나타났는데, 저자들은 이 결과를 자체 설문조사 표본추출 등 자료상의 문제와 선별 효과가 복합적으로 작용했기 때문인 것으로 해석하였다. 이승렬·손연정(2018)은 제5차 근로환경조사 자료를 활용하여 45-64세 연령층을 대상으로 고용 형태에 따른 주관적 건강 상태를 비교하였다. 주관적 건강 상태가 좋지 않다고 응답한 자영업자는 3.1%, 임금근로자는 1.8%로 자신의 건강 상태에 대한 주관적 인식은 상대적으로 임금근로자 그룹에서 높았음을 보였다. 그러나 이 연구 역시 주관적 건강 상태를 단순 집계하여 고용 형태별로 비교한 결과일 뿐 실증 분석을 시도하지는 않았다.
임소정과 성백선(2019)은 한국복지패널 자료를 이용하여 고용 형태에 따른 건강 격차를 분석하였다. 정규직, 비정규직, 자영업, 비경제활동인구로 분류하여 OLS 모형과 고정 효과 모형으로 주관적 건강 상태와 고용 형태 간의 관계를 추정한 결과, OLS 모형에서 확인한 건강 격차는 고정 효과 모형에서는 확인되지 않았음을 밝혔다. 이 연구는 실증 분석을 통해 고용 형태별 건강 상태를 추정하였으나 전체 인구 집단을 대상으로 분석하였기 때문에 산업이나 직종 등 건강에 영향을 미칠 수 있는 직업 특성 등을 전혀 통제하지 못하였고, 자영업 내의 이질성을 고려하지 못하였다는 한계가 존재한다.
그 밖에 자영업자들의 건강을 주제로 한 연구를 소개하면 다음과 같다. 정세정 외(2016)는 제4차 근로환경조사 자료를 활용하여 영세 자영업자들을 대상으로 어떠한 요인들이 건강에 영향을 미치는지 확인하였다. 분석 결과, 성별, 연령, 소득, 학력 등의 인구·사회·경제적 특성과 주중 근무시간, 작업 위험 요인, 산업 등의 직업적 특성이 주관적 건강과 유의한 상관관계가 있음을 밝혔다. 이아영 외(2019)는 제5차 근로환경조사 자료와 순서형 프로빗 모형(Ordered probit model)을 통해 고용 형태별로 장시간 근로와 건강 간의 관계를 분석하였다. 그 결과, 임금근로 자에 비해 자영업자의 장시간 근로는 통계적으로 유의하게 주관적 건강 상태 및 건강 문제 발생과 더욱 강한 부정적인 연관성이 있음을 보였다. 저자들은 고용 형태별 장시간 노동 경향을 고려컨대, 고용 형태별 건강 격차의 주요 경로로서 장시간 근로가 주요하게 작용했을 가능성이 있다고 주장하였다.
본 연구에서 사용한 자료는 「한국의료패널」이다. 한국의료패널은 전국의 약 8,000가구와 그 가구원들을 대상으로 건강에 관련된 정보를 포괄적으로 조사하고 있는 패널데이터로서, 인구학적 특성, 사회경제적 특성, 보건의료서비스 이용 및 주관적·객관적 건강 상태를 파악할 수 있는 정보를 제공하고 있다. 본 연구는 1기 「한국의료패널」을 사용하였고, 분석을 위한 변수들을 종합적으로 고려하여 2012년부터 2018년까지 자료를 활용하였다.
이 연구의 분석 대상은 만 30-64세 연령의 취업자이며, 건강 상태의 변화가 종사상 지위에 영향을 미쳤을 가능성을 가급적 배제하여 종사상 지위에 따른 건강 상태의 차이를 확인하고자 2년 이상 동일한 종사상 지위를 유지하거나, 종사상 지위가 변경된 표본의 경우에는 변경 이전의 종사상 지위가 2년 이상 유지된 표본을 분석 대상으로 한정하였다. 1차 산업 종사자와 특수 직군인 군인, 임시직·일용직 등 일자리가 불규칙한 경우나 소득이 없는 무급가족종사자는 분석 대상에서 제외하였다.
본 연구에서는 임금근로자와 자영업자 간 건강 격차를 확인할 뿐만 아니라 자영업자 간 구성의 이질성을 고려하여 추가적인 분석을 수행한다. 우리나라의 경우 자영업자의 구성이 내부적으로 매우 이질적인 것으로 알려져 있다 (최강식 외, 2005). 이에 자영업자 중 유급 종업원을 1명 이상 고용하고 있는 자영업자를 “고용주”로, 유급 종업원이 없는 자영업자를 “자영자”로 구분하여 독립변수를 구성한 후 종사상 지위 간 건강 격차를 확인한다.
본 연구는 우선 임금근로자들과 자영업자들의 건강 상태를 비교하기 위해 합동 프로빗 모형(Pooled probit model)을 사용하여 분석한다. 이는 인과적 효과와 선별 효과가 상호작용한 결과를 보여주며, 두 그룹 간의 전반적인 건강 상태의 차이를 확인할 수 있다.
아울러 본 연구는 종사상 지위가 근로자의 건강에 영향을 미치는 영향을 확인하고자 시도하였다. 종사상 지위는 외생적인 변수가 아니므로 인과적인 영향을 분석하기 위해서는 고용 형태와 건강, 모두에 영향을 미치는 관측되지 않은 요인과 건강이 종사상 지위에 영향을 미치는 역인과관계로 인한 내생성을 고려해야 한다. Andersson(2008), Rietveld et al.(2015) 등의 기존 연구에서는 고정 효과 모형을 사용하여 개인의 관측되지 않는 이질성을 통제하여 인과관계를 확인하였다고 설명한다. 그러나 고정 효과는 동일한 표본 내에서의 변이를 통해 추정하기 때문에 분석 결과는 종속변수에 변동이 있는 관측치만을 포함하게 된다. 특히 종속변수가 연속 변수가 아닐 경우 대량의 표본 손실이 발생하게 되는데, 합동 모형과 고정 효과 모형을 사용하여 분석 결과를 비교할 때 이와 같은 표본의 손실로 인해 실제로 각기 다른 분석 대상을 이용한 추정치가 도출될 위험이 있다.
이에 본 연구는 종사상 지위가 근로자의 건강에 영향을 미치는 영향을 추정하기 위한 시도로서 Chamberlain의 상관된 임의 효과(correlated random effect, 이하 CRE) 프로빗 모형을 사용한다. CRE 모형은 개인의 미관측된 이질성을 통제하기 위해 고정 효과를 설명변수들의 평균값의 함수로 가정하며, 분석에 사용한 회귀식은 다음과 같다.
회귀식 (1)의 종속변수 는 관측 불가능한 잠재 변수이고, 관측 가능한 변수 yit 는 0과 1, 두 개의 값을 갖는 이항 변수이다. Zit 는 종속변수인 건강에 영향을 미치는 종사상 지위와 인구·사회·경제적 변수, 직업 특성 변수 등의 통제변수들의 벡터이다. ci는 시간에 따라 변하지 않는 관측 불가능한 개인의 이질성을 나타내는 확률 변수이고, uit는 표준정규분포를 따른다고 가정한다.
이뿐만 아니라 과거의 건강은 현재의 건강 상태를 결정짓는 주요 요인으로 알려져 있다. 이를 건강의 상태의존성 (state dependence)이라 하는데, 이를 분석한 기존 연구들은 건강 문제가 누적되면서 현재의 건강에 직접적인 영향을 미치거나, 교육, 물질적 결핍 등 환경 측면의 요인들이 개인의 건강에 지속적으로 영향을 미칠 수 있다고 설명한 다(홍정림, 2021; Contoyannis et al., 2004; Hernandez-Quevedo et al., 2008). 이 연구들에 의하면 상태의존성을 고려하지 않을 경우 건강에 미치는 사회·경제적 변수들의 효과가 과대 추정되는 경향이 있으며, 한국을 대상으로 한 연구에서도 상태의존성과 관측 불가능한 이질성을 통제할 때 대부분의 사회·경제적 변수들의 설명력이 사라지는 것으로 확인된다(홍정림, 2021; Kumagai & Ogura, 2014; Lee, 2016). 이에 본 연구는 관측 불가능한 개인의 이질성 및 건강의 상태의존성을 통제하기 위해 종속변수의 시차 변수(lagged variable)를 설명변수로 포함하는 동태적 패널 모형을 사용하여 종사상 지위가 근로자의 건강에 미친 영향을 확인하고자 한다.
동태적 패널 모형은 동일 개체 내에서의 변화에 관한 것이므로 흔히 LSDV(Least Squares Dummy Variable Methods)와 GMM(Generalized Methods of Moments) 등을 사용한 고정 효과 접근법을 사용하지만 특수한 경우를 제외하고는 비선형 모형에서 고정 효과의 적용은 제한적일 뿐만 아니라, 본 연구에서 사용한 자료와 같이 표본의 수(N)가 시계열의 수(T)에 비해 현저히 많은 경우 고정 효과 추정법은 부수적 모수 문제(incidental parameter problem)로 인해 편의를 발생시키는 것으로 알려져 있다(홍정림, 2021; Lancaster, 2000). 이에 이 연구에서는 Rabe-Hesketh and Skrondal(2013), Grotti et al.(2018) 등이 제안한 동태적 임의 효과 프로빗 모형(dynamic random effects probit models)을 이용하며, 분석에 이용한 회귀식은 다음과 같다.
임의 효과 추정량은 우도함수를 최대화하는 최우추정법(MLE)을 통해 구하는데, 이 과정에서 ci와 yi1의 상관관계로 인해 초기 조건 문제(initial condition problem)를 발생시킨다. Rabe-Hesketh and Skrondal(2013)은 CRE 모형을 적용하여 이러한 초기 조건 문제를 식 (4)와 같이 건강 상태의 초깃값과 시간에 따라 변하는 외생변수들의 평균값, 그리고 확률적 오차항으로 구성하여 추정함으로써 해결하였다(홍정림, 2021; Lee, 2016). 본 연구에서도 이들이 제시한 방법을 통해 추정하였으며, 개인별 군집강건표준오차(clustered robust standard error)를 적용하였다.
본 연구는 주관적 건강, 객관적 건강 등 다양한 건강지표를 활용하여 자영업자와 임금근로자 간의 건강 격차를 확인하고자 하였으며, 분석에 이용한 건강지표는 총 5개로 구성하였다.
우선 주관적 건강을 확인하기 위한 변수는 본인이 스스로 평가한 ‘주관적 건강 상태’와 ‘상대적 건강 상태’이며, 객관적인 건강 상태를 파악할 수 있는 지표로는 ‘응급실 방문’ 여부, ‘입원’ 여부, ‘복합 만성질환’ 이환 여부 등 급성 및 만성질환 유병을 확인할 수 있는 변수를 포함하였다.
종속변수에 대한 정의와 설명은 <표 1>에 제시되어 있다.
종속변수명 | 설문내용 및 설명 | 응답 항목 |
---|---|---|
주관적 건강 상태 | 귀하께서는 현재 본인의 건강 상태가 어떠하다고 생각하십니까? | (1) 매우 좋음 |
(2) 좋음 | ||
(3) 보통 | ||
(4) 나쁨 | ||
(5) 매우 나쁨 | ||
상대적 건강 상태 | 귀하께서는 동년배 분과 비교하여 현재 본인의 건강 상태가 어떠하다고 생각하십니까? | (1) 매우 좋음 |
(2) 좋음 | ||
(3) 보통 | ||
(4) 나쁨 | ||
(5) 매우 나쁨 | ||
응급실 방문 | 지난 조사 이후, 응급실을 이용하신 적이 있습니까? | (1) 예 |
(0) 아니오 | ||
입원 | 지난 조사 이후, 입원하신 적이 있습니까? | (1) 예 |
(0) 아니오 | ||
복합 만성질환 | 2개 이상의 주요 만성질환(고혈압, 당뇨, 고지혈증, 관절병증, 심장질환, 뇌혈관질환, 악성신생물) 동시 이환 여부 | (1) 예 |
(0) 아니오 |
주관적 건강 상태와 상대적 건강 상태는 “매우 좋음”, “좋음”, “보통”, “나쁨”, “매우 나쁨”까지 5점의 리커트 척도로 구분되지만, 본 연구에서는 이항 변수로 단순화하여 분석에 이용하였으며 주관적·상대적 건강 상태 변수를 각각 ‘건강 상태: 나쁨’과 ‘건강 상태: 좋음’ 여부를 나타내는 2개의 종속변수로 생성하였다. 우선 ‘건강 상태: 나쁨’ 여부 변수는 ‘매우 나쁨’과 ‘나쁨’으로 응답한 경우 1, ‘보통’, ‘좋음’, ‘매우 좋음’이라고 응답한 경우 0으로 코딩하였다. 이와는 반대로 ‘주관적 건강 상태: 좋음’과 ‘상대적 건강 상태: 좋음’ 여부 변수는 ‘매우 좋음’과 ‘좋음’이라고 응답한 경우 1, 그 외 ‘보통’, ‘나쁨’, ‘매우 나쁨’으로 응답한 경우 0으로 코딩하여 분석에 활용하였다.
응급실 방문 여부는 급성질환, 혹은 응급질환의 대리변수로서 개개인의 사회경제적 특성에 따라 의료 이용 행태의 차이가 있는 것으로 알려진 외래 의료서비스 이용에 비해 건강 상태를 보다 객관적으로 판단할 수 있는 지표라 할 수 있으며, 응급실 방문 경험이 있는 경우 1, 없는 경우는 0으로 코딩하였다. 또한 ‘입원’ 여부와 ‘복합 만성질환’ 여부는 중증질환 및 만성질환에 이환되었는지를 보여주는 객관적 건강 상태의 대리변수로서 종속변수에 포함하였다. ‘입원’ 여부는 입원 경험이 있는지를 나타내는 더미 변수이며, ‘복합 만성질환’ 변수는 고혈압, 당뇨, 고지혈증, 관절병증, 심장질환, 뇌혈관질환, 악성 신생물 등 주요 만성질환에 2개 이상 동시에 이환되었는지 여부를 일컫는다.
본 연구의 관심변수는 종사상 지위로서 임금근로자, 자영업자로 구분하여 임금근로자에 비해 자영업자의 건강 상태가 어떠한지 확인하며 자영업자 내에서도 고용주, 혹은 자영자의 건강 상태가 이질적인지 살펴볼 것이다. 통제 변수로는 건강 상태에 영향을 미칠 수 있는 성별, 5세 연령 더미, 학력, 혼인 여부, 가구원 수 대비 소득 분위(5분위) 등 인구·사회·경제적 특성과 산업, 직종, 사업장 규모 등의 직업 특성 변수, 흡연 및 음주 등의 건강 행동 변수, 그리고 연도별 고정 효과를 통제하기 위하여 연도 더미를 포함하였다1).
<표 2>에는 분석에 포함된 표본의 기초통계량이 제시되어 있으며, <표 3>은 종사상 지위별로 나누어 산출한 기초통계량을 보고한다.
(N=15,366) | Mean | SD | ||
---|---|---|---|---|
종속 변수 | 주관적 건강 상태 | (1) 매우 좋음 | 0.063 | 0.242 |
(2) 좋음 | 0.437 | 0.496 | ||
(3) 보통 | 0.439 | 0.496 | ||
(4) 나쁨 | 0.059 | 0.236 | ||
(5) 매우 나쁨 | 0.002 | 0.045 | ||
주관적 건강 상태: 나쁨 | 0.061 | 0.239 | ||
주관적 건강 상태: 좋음 | 0.500 | 0.500 | ||
상대적 건강 상태 | (1) 매우 좋음 | 0.055 | 0.227 | |
(2) 좋음 | 0.422 | 0.494 | ||
(3) 보통 | 0.463 | 0.499 | ||
(4) 나쁨 | 0.059 | 0.235 | ||
(5) 매우 나쁨 | 0.002 | 0.043 | ||
상대적 건강 상태: 나쁨 | 0.061 | 0.238 | ||
상대적 건강 상태: 좋음 | 0.477 | 0.499 | ||
응급실 방문 | 0.068 | 0.251 | ||
입원 | 0.088 | 0.283 | ||
복합 만성질환 | 0.076 | 0.265 | ||
관심 변수 | 종사상 지위 | 임금근로자 | 0.660 | 0.474 |
고용주 | 0.106 | 0.307 | ||
자영자 | 0.235 | 0.424 | ||
통제 변수 | 연령 | 46.024 | 8.537 | |
성별 (남성 1) | 0.709 | 0.454 | ||
학력 | 중학교 졸업 이하 | 0.077 | 0.266 | |
고등학교 | 0.350 | 0.477 | ||
대학 재학 이상 | 0.573 | 0.495 | ||
혼인 여부 (유배우 1) | 0.852 | 0.355 | ||
가구원 수 대비 가구소득 | 1분위 | 0.043 | 0.203 | |
2분위 | 0.125 | 0.331 | ||
3분위 | 0.192 | 0.394 | ||
4분위 | 0.269 | 0.444 | ||
5분위 | 0.370 | 0.483 | ||
산업 분류 | 제조업 | 0.258 | 0.438 | |
건설업 | 0.064 | 0.244 | ||
생산자 서비스업 | 0.104 | 0.306 | ||
유통 서비스업 | 0.218 | 0.413 | ||
개인 서비스업 | 0.132 | 0.338 | ||
사회 서비스업 | 0.224 | 0.417 | ||
직종 분류 | 관리자+전문가+준전문가 | 0.337 | 0.473 | |
사무직 | 0.148 | 0.355 | ||
서비스+판매 근로자 | 0.201 | 0.401 | ||
기능원+조립원 | 0.258 | 0.438 | ||
단순노무직 | 0.055 | 0.228 | ||
사업장 규모 (종업원 수) | 10인 미만 | 0.431 | 0.495 | |
10-99인 | 0.248 | 0.432 | ||
100-999인 | 0.145 | 0.352 | ||
1,000인 이상 | 0.176 | 0.381 | ||
흡연 | 0.314 | 0.464 | ||
음주 | 0.834 | 0.372 |
임금근로자 (N=10,134) | 고용주 (N=1,624) | 자영자 (N=3,608) | |||||
---|---|---|---|---|---|---|---|
Mean | SD | Mean | SD | Mean | SD | ||
주관적 건강 상태 | (1) 매우 좋음 | 0.068 | 0.251 | 0.055 | 0.228 | 0.052 | 0.222 |
(2) 좋음 | 0.450 | 0.498 | 0.446 | 0.497 | 0.397 | 0.489 | |
(3) 보통 | 0.433 | 0.496 | 0.440 | 0.496 | 0.456 | 0.498 | |
(4) 나쁨 | 0.048 | 0.213 | 0.058 | 0.234 | 0.092 | 0.289 | |
(5) 매우 나쁨 | 0.001 | 0.038 | 0.002 | 0.043 | 0.004 | 0.060 | |
주관적 건강 상태: 나쁨 | 0.049 | 0.216 | 0.060 | 0.237 | 0.095 | 0.294 | |
주관적 건강 상태: 좋음 | 0.518 | 0.500 | 0.501 | 0.500 | 0.449 | 0.497 | |
상대적 건강 상태 | (1) 매우 좋음 | 0.059 | 0.235 | 0.052 | 0.223 | 0.044 | 0.205 |
(2) 좋음 | 0.432 | 0.495 | 0.428 | 0.495 | 0.392 | 0.488 | |
(3) 보통 | 0.459 | 0.498 | 0.455 | 0.498 | 0.478 | 0.500 | |
(4) 나쁨 | 0.050 | 0.218 | 0.061 | 0.239 | 0.082 | 0.275 | |
(5) 매우 나쁨 | 0.001 | 0.030 | 0.004 | 0.061 | 0.004 | 0.062 | |
상대적 건강 상태: 나쁨 | 0.051 | 0.219 | 0.065 | 0.246 | 0.086 | 0.281 | |
상대적 건강 상태: 좋음 | 0.491 | 0.500 | 0.480 | 0.500 | 0.436 | 0.496 | |
응급실 방문 | 0.062 | 0.241 | 0.080 | 0.271 | 0.077 | 0.267 | |
입원 | 0.085 | 0.280 | 0.105 | 0.306 | 0.086 | 0.280 | |
복합 만성질환 | 0.057 | 0.231 | 0.083 | 0.276 | 0.128 | 0.334 | |
연령 | 44.285 | 8.220 | 47.734 | 7.694 | 50.137 | 8.202 | |
성별 (남성 1) | 0.711 | 0.453 | 0.779 | 0.415 | 0.674 | 0.469 | |
학력 | 중학교 졸업 이하 | 0.041 | 0.197 | 0.067 | 0.250 | 0.183 | 0.387 |
고등학교 | 0.308 | 0.462 | 0.357 | 0.479 | 0.463 | 0.499 | |
대학 재학 이상 | 0.651 | 0.477 | 0.576 | 0.494 | 0.353 | 0.478 | |
혼인 여부 (유배우 1) | 0.837 | 0.369 | 0.909 | 0.288 | 0.870 | 0.336 | |
가구원 수 대비 가구소득 | 1분위 | 0.028 | 0.165 | 0.036 | 0.186 | 0.090 | 0.286 |
2분위 | 0.100 | 0.300 | 0.134 | 0.341 | 0.192 | 0.394 | |
3분위 | 0.187 | 0.390 | 0.172 | 0.378 | 0.215 | 0.411 | |
4분위 | 0.276 | 0.447 | 0.268 | 0.443 | 0.251 | 0.433 | |
5분위 | 0.409 | 0.492 | 0.390 | 0.488 | 0.253 | 0.435 | |
산업 분류 | 제조업 | 0.338 | 0.473 | 0.183 | 0.387 | 0.067 | 0.251 |
건설업 | 0.059 | 0.235 | 0.081 | 0.272 | 0.071 | 0.256 | |
생산자 서비스업 | 0.120 | 0.325 | 0.095 | 0.293 | 0.065 | 0.247 | |
유통 서비스업 | 0.129 | 0.335 | 0.278 | 0.448 | 0.440 | 0.496 | |
개인 서비스업 | 0.061 | 0.239 | 0.259 | 0.438 | 0.274 | 0.446 | |
사회 서비스업 | 0.293 | 0.455 | 0.104 | 0.305 | 0.083 | 0.277 | |
직종 분류 | 관리자+전문가+준전문가 | 0.389 | 0.488 | 0.357 | 0.479 | 0.183 | 0.387 |
사무직 | 0.213 | 0.409 | 0.039 | 0.193 | 0.016 | 0.126 | |
서비스+판매 근로자 | 0.104 | 0.305 | 0.359 | 0.480 | 0.405 | 0.491 | |
기능원+조립원 | 0.233 | 0.423 | 0.226 | 0.418 | 0.343 | 0.475 | |
단순노무직 | 0.061 | 0.240 | 0.020 | 0.139 | 0.053 | 0.223 | |
사업장 규모 (종업원 수) | 10인 미만 | 0.154 | 0.361 | 0.898 | 0.302 | 1.000 | 0.000 |
10-99인 | 0.361 | 0.480 | 0.099 | 0.298 | 0.000 | 0.000 | |
100-999인 | 0.219 | 0.414 | 0.002 | 0.043 | 0.000 | 0.000 | |
1,000인 이상 | 0.266 | 0.442 | 0.001 | 0.035 | 0.000 | 0.000 | |
흡연 | 0.307 | 0.461 | 0.364 | 0.481 | 0.311 | 0.463 | |
음주 | 0.852 | 0.355 | 0.845 | 0.362 | 0.778 | 0.416 |
분석에 사용된 전체 표본의 수는 15,366개이며, 그중 임금근로자가 약 66.0%, 고용주 및 자영자가 각각 10.6%, 23.5%를 차지하였다.
5점 척도인 주관적 건강 상태는 “보통”으로 응답한 비중이 43.9%로 가장 높았고, “좋음”이 43.7%로 큰 차이가 없었다. 대부분(약 87.6%가량)의 표본이 본인의 건강 상태를 “보통”, 혹은 “좋음”으로 평가하였다. “매우 좋음”, “나쁨”으로 응답한 비중은 각각 6.3%, 5.9%였으며, “매우 나쁨”으로 응답한 비중은 0.2%로 가장 낮았다. 즉, 주관적 건강 상태를 “좋음” 이상으로 평가한 표본들은 전체의 절반 정도였고 “나쁨” 이하로 평가한 표본의 비율은 6.1%로 매우 낮았으며 93.9% 정도가 본인의 건강 상태를 “보통” 이상으로 평가하고 있었다. 5점 척도인 상대적 건강 상태 변수도 크게 다르지 않았다. 동년배와 비교했을 때 본인의 건강 상태를 “보통”이라고 응답한 표본의 비중이 46.3%로 가장 높고, “좋음”이 그다음이었다. “나쁨”, “매우 좋음”, “매우 나쁨” 순으로 응답의 순서에 약간의 변동이 있으나 수치상으로는 크게 차이를 보이지는 않았다. 객관적 건강지표인 응급실 방문, 입원, 복합 만성질환 여부 변수를 보면 각각 전체 표본의 6.8%, 8.8%, 7.6% 정도가 급성질환 및 중증질환 등으로 병원 방문 경험이 있거나 복합 만성질환에 이환된 것으로 확인된다.
종사상 지위별로 볼 때, 주관적 건강 상태와 상대적 건강 상태를 “좋음” 이상으로 응답한 비중은 임금근로자가 가장 높았고 고용주, 자영자 순이었다. 이와는 반대로 “나쁨” 이하로 응답한 비율은 자영자, 고용주, 임금근로자 순으로 확인되어 임금근로자의 주관적·상대적 건강 상태가 자영업자에 비해 상대적으로 양호한 것으로 나타났고, 자영업자 중에서도 자영자의 건강 상태가 더욱 좋지 못한 것으로 확인된다. 객관적 건강지표로 확인하면 대체로 임금근로자에 비해 자영업자들의 건강 상태가 나빴지만, 주관적인 건강 상태를 보여주는 지표와는 달리 고용주와 자영자 간 뚜렷한 경향성을 찾기는 힘들다. 즉, 복합 만성질환 이환의 경우 자영자가 고용주에 비해 이환 비율이 더 높아 건강 상태가 좋지 못한 것으로 확인되지만 이와는 대조적으로 응급실 방문과 입원 여부를 보면 고용주가 자영자에 비해 병원 방문 비중이 상대적으로 높았다.
전체 취업자 중 남성과 여성 비율은 각각 70.9%, 29.1%이며, 종사상 지위별로 볼 때 상대적으로 자영자의 남성 비율이 약 67.4%로 가장 낮았고 고용주의 남성 비율이 77.9%로 가장 높아 자영업자 내부의 이질성을 확인할 수 있었다. 전체 취업자의 평균 연령은 46.0세, 임금근로자의 평균 연령은 44.3세로 세 그룹 중 가장 낮았고 대학 재학 이상의 비중은 65.1%로 학력 수준이 가장 높았다. 반면에 자영자의 평균 연령은 50.1세, 대학 재학 이상 비중은 35.3%로 상대적으로 고연령·저학력 경향을 보였다.
유배우 비율은 85.2%였고, 가구원 수 대비 가구소득은 종사상 지위에 관계없이 소득 분위가 증가할수록 그 비중이 컸다. 산업 및 직종별로 파악했을 때 임금근로자의 경우 제조업에 주로 종사하며 관리자, 전문가, 준전문가 비율이 가장 높았고, 종업원 수 10-99인 규모의 사업장에서 일하는 근로자의 비중이 가장 컸다. 자영업자들의 경우에는 유통 서비스 및 개인 서비스 산업에 주로 종사하며 서비스·판매 근로자 비율이 가장 높았고, 대부분이 종업원 수 10인 미만의 소규모 사업장에서 일하는 것으로 확인된다.
건강에 영향을 미칠 수 있는 변수로서 건강 행동 변수를 보면, 전체 근로자 중 31.4%가 흡연자이고, 83.4%가량이 음주를 하는 것으로 나타났다. 종사상 지위별 건강 행동을 보면, 흡연자 비율은 자영업자 그룹에서, 음주 비율은 임금근로자 그룹에서 더 높았다.
<표 4>와 <표 5>는 ‘주관적 건강 상태: 나쁨’ 여부 변수를 종속변수로 하여 종사상 지위와 건강 간의 관계를 확인한 결과를 보고한다. <표 4>에는 임금근로자와 자영업자, 두 그룹으로 나누어 분석한 결과를, <표 5>에는 자영업자를 고용주와 자영자로 구분하고, 임금근로자, 고용주, 자영자, 세 그룹으로 나누어 자영업자 구성의 이질성을 확인한 결과를 보고한다.
(1) | (2) | (3) | (4) | |
---|---|---|---|---|
Panel A 합동 프로빗 | ||||
자영업자 | 0.277*** | 0.184*** | 0.092 | 0.087 |
(0.041) | (0.044) | (0.064) | (0.064) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
Panel B 상관된 임의 효과 | ||||
자영업자 | 0.243 | 0.259* | 0.198 | 0.198 |
(0.148) | (0.153) | (0.155) | (0.154) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
(패널 수) | (5,012) | (5,012) | (5,012) | (5,012) |
Panel C 동태적 임의 효과 | ||||
전기 건강 상태 | 0.301*** | 0.310*** | 0.324*** | 0.321*** |
(0.095) | (0.094) | (0.094) | (0.094) | |
자영업자 | 0.286* | 0.291* | 0.269 | 0.260 |
(0.160) | (0.165) | (0.170) | (0.169) | |
관측치 수 | 11,697 | 11,697 | 11,697 | 11,697 |
(패널 수) | 3,884 | 3,884 | 3,884 | 3,884 |
연도 더미 | Yes | Yes | Yes | Yes |
인구·사회학적 변수 | No | Yes | Yes | Yes |
소득 및 직업적 특성 | No | No | Yes | Yes |
건강 행동 변수 | No | No | No | Yes |
(1) | (2) | (3) | (4) | |
---|---|---|---|---|
Panel A 합동 프로빗 | ||||
고용주 | 0.096 | 0.077 | 0.021 | 0.020 |
(0.063) | (0.065) | (0.079) | (0.079) | |
자영자 | 0.345*** | 0.230*** | 0.130* | 0.125* |
(0.045) | (0.049) | (0.069) | (0.070) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
Panel B 상관된 임의 효과 | ||||
고용주 | 0.087 | 0.093 | 0.041 | 0.042 |
(0.160) | (0.162) | (0.163) | (0.162) | |
자영자 | 0.381** | 0.402** | 0.341** | 0.341** |
(0.163) | (0.166) | (0.168) | (0.167) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
(패널 수) | (5,012) | (5,012) | (5,012) | (5,012) |
Panel C 동태적 임의 효과 | ||||
전기 건강 상태 | 0.305*** | 0.315*** | 0.331*** | 0.328*** |
(0.095) | (0.094) | (0.094) | (0.094) | |
고용주 | 0.154 | 0.145 | 0.123 | 0.105 |
(0.175) | (0.176) | (0.179) | (0.177) | |
자영자 | 0.443** | 0.448** | 0.429** | 0.429** |
(0.177) | (0.181) | (0.185) | (0.184) | |
관측치 수 | 11,697 | 11,697 | 11,697 | 11,697 |
(패널 수) | 3,884 | 3,884 | 3,884 | 3,884 |
연도 더미 | Yes | Yes | Yes | Yes |
인구·사회학적 변수 | No | Yes | Yes | Yes |
소득 및 직업적 특성 | No | No | Yes | Yes |
건강 행동 변수 | No | No | No | Yes |
각 표의 Panel A에는 합동 프로빗 모형, Panel B에는 상관된 임의 효과 모형, Panel C에는 동태적 임의 효과 모형을 사용하여 추정한 결과가 제시되어 있으며, 주요 관심변수인 종사상 지위에 연도 고정 효과만을 포함한 모형 (모형 (1)), 성별, 연령 더미, 학력, 혼인 여부 등의 인구·사회학적 특성(모형 (2)), 가구원 수 대비 소득 분위, 산업 및 직업 더미, 사업장 규모 등의 경제 변수 및 직업적 특성(모형 (3)), 음주, 흡연 등 건강 행동(모형 (4))을 순차적으로 통제하여 분석한 결과를 각각 보여준다.
합동 프로빗 모형으로 자영업자와 임금근로자 간 주관적 건강 상태(나쁨) 격차를 확인한 결과(표 4의 Panel A), 연도 고정 효과만을 통제한 모형 (1)과 연도 더미, 성별, 연령, 학력, 혼인 등의 인구·사회학적 특성을 통제한 모형에서 자영업자들의 건강이 임금근로자에 비해 나쁠 확률이 높았지만, 소득 및 직업 특성 등을 추가로 통제했을 때 종사상 지위 간 건강 격차는 확인되지 않았다. 본문에 포함하지는 않았지만 연령이 높을수록 건강 상태가 악화하였고, 여성은 본인의 건강 상태를 남성에 비해 나쁘다고 평가하였다. 중학교 이하의 학력보다는 그 이상의 학력 수준에서 주관적 건강 상태가 더 좋았고, 소득 분위가 높을수록 주관적 건강 상태가 나쁠 확률이 낮아졌다.
개인의 미관측된 이질성을 통제하고자 고정 효과를 설명변수들의 평균값의 함수로 포함하는 상관된 임의 효과 모형을 통해 추정한 결과(표 4의 Panel B)에서도 모든 통제변수를 포함했을 때 두 그룹 간 건강 격차는 유의하지 않았다.
고정 효과뿐만 아니라 건강의 초깃값을 비롯한 건강의 상태의존성을 모두 통제하여 둘 간의 인과관계를 동태적 임의 효과 모형을 통해 추정한 모형(표 4의 Panel C)의 결과도 역시 추정치의 방향과 통계적 유의성 측면에서 다른 모형으로 추정한 결과와 크게 다르지 않았다. 즉, 소득 및 직업적 특성을 통제했을 때 종사상 지위와 건강 간 인과관계의 통계적 유의성은 사라졌다. 전기 건강 상태와 현재의 건강 상태는 통계적으로 유의하게 정(+)의 상관관계가 확인되고, 추정치는 통제변수 포함 여부에 관계없이 모든 결과에서 전기의 건강 상태가 현재의 건강 상태를 결정하는 주요 요인인 것으로 나타났다.
자영업 내부의 이질성을 고려하기 위해 임금근로자, 고용주, 자영자, 세 그룹으로 나누어 종사상 지위와 건강 간의 관계를 확인한 결과는 고용주와 자영자 간의 건강 격차를 보여준다.
합동 프로빗 모형으로 자영업자와 임금근로자 간 주관적 건강 상태(나쁨) 격차를 확인한 결과(표 5의 Panel A), 통계적으로 유의하게 자영자의 주관적 건강 상태가 임금근로자에 비해 나쁜 것으로 나타났다. 인구학적 특성, 사회 경제적 특성 등을 통제할 때 그 격차는 다소 완화하는 것으로 확인되는데, 인구학적 특성·사회경제적 지위별 건강 상태를 감안하면 이 결과는 고연령·저학력·저소득 경향을 보이는 자영자의 그룹 특성을 반영한 결과인 것으로 해석 할 수 있다. 반면 고용주의 경우 임금근로자에 비해 건강 상태가 나쁘긴 하나 통계적으로 유의하지 않았다.
상관된 임의 효과 모형을 통해 개인의 미관측된 이질성을 통제한 결과(표 5의 Panel B)에서도 통제변수에 관계없 이 자영자는 임금근로자에 비해 주관적 건강 상태가 나쁠 확률이 통계적으로 유의하게 높았으며, 임금근로자와 고용주 간 건강 격차는 추정치의 크기도 작고 통계적으로 유의하지도 않았다.
고정 효과뿐만 아니라 건강의 상태의존성을 모두 통제하여 자영업이 근로자들의 건강에 미친 영향을 동태적 임의 효과 모형을 통해 추정한 결과(표 5의 Panel C)에서도 자영업 내부의 이질성이 확인되며, 자영업은 종업원이 없는 영세 자영업자인 자영자의 건강에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 인구·사회·경제적 특성, 직업 특성, 건강 행동 등의 통제 여부가 추정치의 크기나 유의성에 큰 영향을 미치지 않았으며, 전기의 건강 상태는 현재의 건강 상태를 결정하는 주요 요인임을 확인할 수 있다.
앞서 기초통계량에서 나타난 종사상 지위별 인구학적, 사회경제적 특성은 자영업 내부 구성이 이질적일 가능성을 보여주었는데, 실증분석 결과에서도 자영업자 중 자영자 그룹에 한해 임금근로자와의 건강 격차가 도출되었을 뿐만 아니라 자영업은 상대적으로 고령·저학력·여성 비율이 높은 자영자들의 건강에 부정적인 영향을 미쳤을 가능성을 확인하였다. 이는 종사상 지위와 건강과의 관계가 선별 효과, 즉 역인과관계에 의한 것으로 추정된 미국의 사례와는 달리 우리나라의 경우 자영업 자체의 특성이 영세한 자영업자의 건강에 부정적인 영향을 미쳤을 가능성을 보여준다.
<표 6>과 <표 7>은 ‘주관적 건강 상태: 좋음’ 여부 변수를 종속변수로 하여 종사상 지위와 건강 간의 관계를 확인한 결과를 보고한다. 앞선 분석과 동일하게 <표 6>에는 임금근로자와 자영업자, 두 그룹으로 나누어 분석한 결과를, <표 7>에는 자영업자를 고용주와 자영자로 구분하고, 임금근로자, 고용주, 자영자, 세 그룹으로 나누어 자영업자 구성의 이질성을 확인한 결과를 보고한다.
(1) | (2) | (3) | (4) | |
---|---|---|---|---|
Panel A 합동 프로빗 | ||||
자영업자 | -0.133*** | -0.023 | 0.023 | 0.024 |
(0.027) | (0.028) | (0.042) | (0.042) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
Panel B 상관된 임의 효과 | ||||
자영업자 | -0.206** | -0.210** | -0.181* | -0.181* |
(0.094) | (0.093) | (0.096) | (0.096) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
(패널 수) | (5,012) | (5,012) | (5,012) | (5,012) |
Panel C 동태적 임의 효과 | ||||
전기 건강 상태 | 0.251*** | 0.245*** | 0.240*** | 0.242*** |
(0.037) | (0.037) | (0.037) | (0.037) | |
자영업자 | -0.061 | -0.064 | -0.039 | -0.039 |
(0.108) | (0.108) | (0.110) | (0.110) | |
관측치 수 | 11,697 | 11,697 | 11,697 | 11,697 |
(패널 수) | 3,884 | 3,884 | 3,884 | 3,884 |
연도 더미 | Yes | Yes | Yes | Yes |
인구·사회학적 변수 | No | Yes | Yes | Yes |
소득 및 직업적 특성 | No | No | Yes | Yes |
건강 행동 변수 | No | No | No | Yes |
(1) | (2) | (3) | (4) | |
---|---|---|---|---|
Panel A 합동 프로빗 | ||||
고용주 | -0.042 | 0.008 | 0.039 | 0.040 |
(0.041) | (0.041) | (0.050) | (0.050) | |
자영자 | -0.174*** | -0.039 | 0.013 | 0.013 |
(0.031) | (0.032) | (0.046) | (0.046) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
Panel B 상관된 임의 효과 | ||||
고용주 | -0.212** | -0.217** | -0.192* | -0.193* |
(0.101) | (0.100) | (0.103) | (0.103) | |
자영자 | -0.197* | -0.202** | -0.171* | -0.170* |
(0.100) | (0.100) | (0.103) | (0.103) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
(패널 수) | (5,012) | (5,012) | (5,012) | (5,012) |
Panel C 동태적 임의 효과 | ||||
전기 건강 상태 | 0.250*** | 0.244*** | 0.240*** | 0.241*** |
(0.037) | (0.037) | (0.037) | (0.037) | |
고용주 | -0.082 | -0.082 | -0.061 | -0.061 |
(0.115) | (0.116) | (0.117) | (0.117) | |
자영자 | -0.047 | -0.049 | -0.021 | -0.021 |
(0.115) | (0.115) | (0.117) | (0.117) | |
관측치 수 | 11,697 | 11,697 | 11,697 | 11,697 |
(패널 수) | 3,884 | 3,884 | 3,884 | 3,884 |
연도 더미 | Yes | Yes | Yes | Yes |
인구·사회학적 변수 | No | Yes | Yes | Yes |
소득 및 직업적 특성 | No | No | Yes | Yes |
건강 행동 변수 | No | No | No | Yes |
합동 프로빗 모형으로 자영업자와 임금근로자 간의 건강 격차를 확인했을 때(Panel A), 연도 고정 효과만을 통제 한 모형에서 자영업자가 임금근로자에 비해 주관적 건강 상태가 좋을 확률이 낮았고(표 6의 모형 (1)), 자영업자 중에서도 자영자의 건강 상태가 더욱 좋지 못한 것으로 확인되지만(표 7의 모형 (1)), 통제변수를 추가한 다른 모형에서는 유의한 결과가 도출되지 않았다. 그러나 개인의 미관측된 이질성을 통제하였을 때(Panel B) 자영업자들은 임금근로자에 비해 주관적 건강 상태가 좋을 확률이 낮았다. 통제변수를 추가할수록 추정치의 크기가 작아지긴 하지만 두 그룹 간 건강 격차는 통계적으로 유의하였고, 자영자와 고용주로 나누어 세부적으로 분석한 결과에서도 임금근로자에 비해 자영자와 고용주는 주관적 건강 상태가 나쁜 것으로 확인된다. 동태적 임의 효과 모형을 통해 추정한 결과에서는 자영자와 고용주에 관계없이 자영업자 그룹이 임금근로자에 비해 주관적 건강 상태가 좋을 확률이 낮았으나 통계적으로 유의하지는 않았다.
<표 8>과 <표 9>는 ‘상대적 건강 상태: 나쁨’, ‘상대적 건강 상태: 좋음’, ‘응급실 방문’, ‘입원’, ‘복합 만성질환’을 각각 종속변수로 하여 분석한 결과가 제시되어 있으며, 모든 통제변수를 포함하여 분석한 결과이다.
(1) 상대적 건강 상태: 나쁨 | (2) 상대적 건강 상태: 좋음 | (3) 응급실 방문 | (4) 입원 | (5) 복합 만성질환 | |
---|---|---|---|---|---|
Panel A 합동 프로빗 | |||||
자영업자 | 0.136** | 0.000 | 0.134** | -0.033 | 0.125 |
(0.068) | (0.042) | (0.060) | (0.057) | (0.083) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
Panel B 상관된 임의 효과 | |||||
자영업자 | 0.157 | -0.159* | 0.357*** | 0.110 | 0.504 |
(0.166) | (0.095) | (0.138) | (0.131) | (0.318) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
(패널 수) | 5,012 | 5,012 | 5,012 | 5,012 | 5,012 |
Panel C 동태적 임의 효과 | |||||
전기 건강 상태 | 0.260** | 0.259*** | 0.197** | 0.181** | 3.713*** |
(0.114) | (0.042) | (0.085) | (0.073) | (0.165) | |
자영업자 | 0.343 | -0.101 | 0.402** | 0.191 | 0.139 |
(0.212) | (0.122) | (0.163) | (0.154) | (0.228) | |
관측치 수 | 9,797 | 9,797 | 11,697 | 11,697 | 11,697 |
(패널 수) | 3,612 | 3,612 | 3,884 | 3,884 | 3,884 |
(1) 상대적 건강 상태: 나쁨 | (2) 상대적 건강 상태: 좋음 | (3) 응급실 방문 | (4) 입원 | (5) 복합 만성질환 | |
---|---|---|---|---|---|
Panel A 합동 프로빗 | |||||
고용주 | 0.118 | 0.021 | 0.170** | 0.096 | 0.058 |
(0.082) | (0.050) | (0.069) | (0.065) | (0.096) | |
자영자 | 0.147** | -0.013 | 0.110* | -0.123** | 0.169* |
(0.073) | (0.046) | (0.065) | (0.062) | (0.092) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
Panel B 상관된 임의 효과 | |||||
고용주 | 0.118 | -0.162 | 0.387*** | 0.214 | 0.416 |
(0.178) | (0.101) | (0.150) | (0.138) | (0.365) | |
자영자 | 0.197 | -0.157 | 0.319** | -0.019 | 0.631* |
(0.177) | (0.103) | (0.142) | (0.140) | (0.371) | |
관측치 수 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 | 15,366 |
(패널 수) | 5,012 | 5,012 | 5,012 | 5,012 | 5,012 |
Panel C 동태적 임의 효과 | |||||
전기 건강 상태 | 0.262** | 0.259*** | 0.196** | 0.179** | 3.711*** |
(0.114) | (0.042) | (0.085) | (0.073) | (0.165) | |
고용주 | 0.228 | -0.084 | 0.439** | 0.275* | 0.153 |
(0.226) | (0.127) | (0.175) | (0.159) | (0.260) | |
자영자 | 0.475** | -0.122 | 0.331** | 0.058 | 0.130 |
(0.228) | (0.131) | (0.162) | (0.160) | (0.246) | |
관측치 수 | 9,797 | 9,797 | 11,697 | 11,697 | 11,697 |
(패널 수) | 3,612 | 3,612 | 3,884 | 3,884 | 3,884 |
상대적 건강 상태 변수를 종속변수로 하였을 때(모형 (1), 모형 (2)), 종사상 지위별 건강 격차를 확인한 결과는 대체로 자영업자들의 상대적 건강 상태가 임금근로자들이 비해 좋지 못한 것으로 나타났고, 자영업자 중에서 자영자 들의 건강 상태가 더욱 나빴으며, 자영업은 종업원이 없는 자영자들에 한해 건강에 부정적인 영향을 미치는 것으로 확인된다. 앞서 동태적 임의 효과 모형을 사용하여 ‘주관적 건강 상태: 좋음’과 ‘주관적 건강 상태: 나쁨’ 여부를 종속변수로 분석했을 때와 마찬가지로 상대적 건강 상태 변수에서도 ‘상대적 건강 상태: 나쁨’ 변수를 종속변수로 분석했을 때에 한해 종사상 지위가 건강 상태에 미치는 영향이 통계적으로 유의한 것으로 도출되었는데, 이는 자영업이 근로자들의 건강에 미친 부정적인 영향이 비선형적일 가능성을 보여주는 것으로 해석할 수 있다. 즉, 이항 변수로 단순화한 종속변수의 정의를 고려하면, 고령·저학력·저소득층 비율이 높은 자영자 그룹에 한해 자영업이 주관적 건강 상태에 미치는 부정적인 영향이 통계적으로 유의하였던 것과 같은 맥락으로 평소에 건강 상태가 상대적으로 좋지 않았던 근로자들 그룹에서 건강에 미치는 자영업의 부정적인 영향이 더욱 강하게 반응하여 이와 같은 결과가 도출되었을 것으로 추측된다.
객관적인 건강 상태를 살펴보기 위해 ‘응급실 방문’ 여부를 종속변수로 분석한 결과(모형 (3)) 역시 자영업자와 임금근로자 간 건강 격차가 확인되며, 자영업이 근로자의 건강에 부정적인 영향을 미쳤을 가능성을 보여준다. 합동 프로빗 모형으로 분석한 결과는 모든 변수를 통제했을 때 자영업자들이 임금근로자들에 비해 응급실 방문 확률이 통계적으로 유의하게 높았고(표 8의 Panel A), 자영자와 고용주로 구분하여 분석한 결과에서도 고용자와 자영자 모두 응급실 방문 확률이 상대적으로 더 높았다(표 9의 Panel A). 상관된 임의 효과 모형을 통해 개인의 미관측된 이질성을 통제하였을 때에도 자영업자들은 임금근로자들에 비해 응급실 방문 확률이 더 높았을 뿐만 아니라 동태적 임의 효과 모형을 통해 추정한 모형에서도 자영업이 자영업자의 건강에 부정적인 영향을 미쳤을 가능성을 보여준다.
‘입원’과 ‘복합 만성질환’을 객관적인 건강 상태의 대리변수로 사용한 결과에서도 대체로 자영업자와 임금근로자 간의 건강 격차가 확인되며, 통계적 유의성은 작았지만 자영업이 자영업자의 건강에 부정적인 영향을 미쳤을 가능성을 보여준다. ‘복합 만성질환’의 경우 개인의 이질성을 통제했을 때, 자영자들의 건강 상태가 임금근로자들에 비해 나빴다. 입원 여부를 종속변수로 하여 동태적 임의 효과로 추정하였을 때, 즉, 전기의 건강 상태를 통제한 경우에도 자영업은 고용주의 입원 확률을 높이는 역할을 한 것으로 확인된다.
본 연구는 우리나라 자영업자의 건강 상태를 실증적으로 분석하여 향후 정책 방향을 모색하고자 하였다. 이에 임금근로자와 자영업자 간에 건강 상태에 차이가 있는지 확인하고, 종사상 지위가 건강 상태에 미치는 영향을 추정하고자 시도하였다. 주관적 건강지표, 객관적 건강지표 등 다양한 변수를 활용하여 다각도로 건강 상태를 확인하였으며, 자영업자 구성의 이질성을 고려하여 고용주와 자영자로 구분하여 임금근로자에 비해 이 두 그룹의 건강 상태가 어떠한지 살펴보았다. 결과를 요약하면 다음과 같다.
첫째, 주관적 건강지표(주관적 건강 상태, 상대적 건강 상태)로 확인했을 때 통계적 유의성에 다소 차이가 있었으나 대체로 임금근로자에 비해 자영업자의 건강 상태가 좋지 못한 것으로 나타났다. 자영업자를 자영자, 고용주, 두 그룹으로 구분하여 분석한 결과는 자영업자 내부의 구성이 이질적이며 종업원이 없는 영세 자영업자인 자영자의 건강 상태가 가장 나빴음을 보여준다. 고정 효과뿐만 아니라 건강의 상태의존성을 모두 통제하여 자영업이 근로자들의 건강에 미친 영향을 동태적 임의 효과 모형을 통해 추정한 결과에서도 자영업 내부의 이질성이 확인되며, 자영업은 자영자의 건강에 특히 부정적인 영향을 미쳤을 가능성을 확인하였다. 또한 인구·사회·경제적 특성, 직업 특성, 건강 행동 등의 통제 여부가 추정치의 크기나 유의성에 큰 영향을 미치지 않았으며, 전기의 건강 상태는 현재의 건강 상태를 결정하는 주요 요인임을 확인할 수 있다. 아울러 자영업이 건강에 미친 부정적인 영향은 근로자들의 평소 건강 상태에 따라 비선형적일 가능성을 보여준다.
둘째, 객관적 건강지표(응급실 방문, 입원, 복합 만성질환)를 통해 종사상 지위와 건강 간의 관계를 살펴보아도 주관적 건강지표와 유사한 결과를 확인할 수 있었다. 즉, 고용 형태별로 건강 격차가 존재하며 자영업이 근로자의 건강 상태를 악화할 가능성을 확인하였다.
본 연구의 결과를 종합하면, 자영업자의 건강 상태는 임금근로자에 비해 상대적으로 좋지 않았으며, 종사상 지위와 건강과의 관계가 선별 효과, 즉 역인과관계에 의한 것으로 추정된 미국의 사례와는 달리 우리나라의 경우 자영업 자체의 특성이 자영업자의 건강에 부정적인 영향을 미쳤을 가능성과 자영업이 근로자들의 건강에 미친 부정적인 영향이 비선형적일 가능성을 확인하였다.
본 연구는 자료상의 한계로 인해 자영업의 어떤 특성이 자영업자의 건강을 악화시키는지에 대한 메커니즘은 확인할 수 없었다. 기존 연구에 의하면 정신적 스트레스, 감정노동·반사회적 행동 경험 등의 사회·심리적인 근로환경 요인, 장시간 근로 및 물리적·화학적 근로환경 요인 등 다양한 요인들이 근로자들의 건강을 악화하는 요인으로 지목되나, 본 연구에서는 자료 상의 한계로 인하여 종사상 지위별 건강 격차를 유발하는 경로를 확인하지 못하였다. 이아영 외(2019)는 고용 형태별로 장시간 근로와 근로자의 건강 간의 관계를 분석하여 장시간 근로가 자영업자들의 건강 악화의 주요 경로임을 주장한 바 있고, 본 연구에서도 장시간 근로 등을 비롯하여 고용 형태별 건강 격차를 유발하는 주요 경로를 확인하고자 하였으나 분석에 사용한 자료에는 활용할 수 있는 변수가 제한적이라 추가적인 분석을 시도하지는 못하였다. 다만, 본 연구는 흡연, 음주 등 건전하지 못한 건강 행동이 근로자들의 건강에 영향을 미쳤을 가능성을 고려하여 통제변수로 포함하였으나 두 변수의 포함 여부에 따른 분석 결과의 차이는 두드러지지 않았고, 이는 건강 행동이 고용 형태별 건강 격차의 주요 경로는 아니었음을 의미한다.
아울러 자영업 구성의 이질성을 고려하여 자영자와 자영업자로 구분하여 건강 격차를 확인하였지만, 고학력·저연령 자영업자와 저학력· 고연령의 생계형 자영업자 시장으로 분화되고 있는 상황을 고려하지 못한 점도 한계로 지적할 수 있다. 향후 자영업 구성의 이질성을 세부적이며 체계적으로 반영하여 종사상 지위가 건강에 영향을 미치는 경로를 확인한 후속 연구를 기대한다.
자영업자의 경제적 취약성이 사회적 문제로 대두되면서 이들에 대한 실효성 있는 대책이 강구된다는 요구가 지속되어 왔다. 이를 반영하여 정부는 2005년 직업능력개발훈련 실시를 시작으로 경영지원, 혁신, 자생력 강화, 규제혁신 등을 목표로 이들에 대한 정책을 꾸준히 내놓고 있다. 2018년 대책에서는 자영업을 독립적인 정책 영역으로 규정하여 지원체계를 구축하였고 상당수의 자영업자가 사회안전망 사각지대에 놓여있는 현실을 감안하여 지방자치단체별 노란우산공제 가입 확대 및 1인 자영업자 4대 보험 지원기반 마련을 목표로 한 자영업자의 사회안전망 확충을 8대 정책과제 중 하나로 제시한 바 있다. 2024년 7월 정부는 고금리 장기화 등에 따른 비용부담, 내수회복 지연과 함께 코로나 대응 과정에서 늘어난 채무 등으로 소상공인의 어려움이 가중되는 바, ‘취약계층 중심’, ‘충분한 지원’, ‘구조적 대응 병행’이라는 3대 원칙 하에 소상공인의 경영 여건에 따른 맞춤형 지원을 추진한다는 계획을 발표하였다(기획재정부, 2024).
이렇듯 정부는 취약한 환경에 놓인 자영업자들을 위해 꾸준히 정책을 발굴하여 시행하고 있으나 정책 방향이 경제적 지원에 국한되어 있다는 점이 한계로 지적된다. 본 연구의 결과는 경제적 지원에 더해 자영업자들의 건강 제고 측면에서의 정책적 고려가 필요함을 시사한다. 보건복지부는 2021년 1월 「제5차 국민건강증진종합계획」을 발표하였다. 총괄목표로 ‘건강수명 연장’과 ‘건강형평성 제고’를 설정하고, 보편적인 건강수준 향상과 건강형평성 제고를 함께 추진하는 것을 기본원칙으로 제시하였다. 형평성 측면에서 볼 때, 성, 소득, 지역 등에 국한되어 있는 기존의 형평성 지표를 근로자의 종사상 지위까지 확대하여 건강취약계층을 확인하고 정책목표와 우선순위를 설정할 필요가 있다.
. (2024. 7. 3). 「소상공인·자영업자 종합대책」 발표. 기획재정부. https://www.moef.go.kr/nw/nes/detailNesDtaView.do?menuNo=4010100&searchNttId1=MOSF_000000000069591&searchBbsId1=MOSFBBS_000000000028 .
, , & (2008). Persistence in Health Limitations: A European Comparative Analysis. Journal of Health Economics, 27(6), 1472-1488. [PubMed]
, & (2006). Stress, satisfaction, and the work-family interface: a comparison of self-employed business owners, independents, and organizational employees. Journal of occupational health psychology, 11(4), 366-378. [PubMed]