중년기 고용의 질이 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향
The Impact of Midlife Employment Quality on Multidimensional Poverty in Old Age
Hyeon, Ockju1; Jung, Kwangyeol2*
보건사회연구, Vol.45, No.1, pp.147-175, March 2025
https://doi.org/10.15709/hswr.2025.45.1.147
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 생애과정 관점에서 중년기의 근로가 노년기 빈곤에 미치는 영향을 실증적으로 분석하여 노인빈곤 원인에 대한 이론적 논의를 확장하고자 하였다. 이에 중년기의 근로는 고용의 질로, 노년기 빈곤은 다차원 빈곤으로 살피어 노인빈곤을 야기하는 원인을 통합적인 관점에서 관찰하고자 하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 안정적인 고용을 유지하는 집단 내에서도 고용의 질이 더 낮은 집단이 노년기 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 중년기 근로자가 노동시장 내에서 안정적인 위치를 유지할 수 있도록 하는 정책이 중요할 뿐만 아니라, 이들을 둘러싼 고용환경을 개선하여 고용의 질적인 수준을 증진할 필요가 있음을 시사한다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 중년기 임금근로자의 고용안정성을 제고하고 고용의 질적 수준을 높이기 위한 정책적 노력이 필요하다. 또한 실업급여의 기간 확대, 자산형성 프로그램 도입, 여성노인의 빈곤화 방지를 위한 사회정책 마련이 요구된다.
Abstract
The purpose of this study is to analyze the impact of midlife employment-quality trajectories on multidimensional poverty in old age. To this end, this study utilized data from the Korea Labor and Income Panel Study (KLIPS), specifically from the 12th (2009) to the 26th (2023) surveys. The analysis employed the group-based trajectory method to examine employment-quality trajectories, followed by multiple regression analysis to assess the effects of these identified groups on multidimensional poverty among the elderly. The main findings of this study are as follows. First, employment-quality trajectories were classified into five types: 'high stability', 'medium stability', 'radical fluctuation', 'radical exit', and 'gradual exit'. Second, compared to the 'high stability' group, the 'radical exit', 'medium stability', and 'gradual exit' groups were more likely to experience multidimensional poverty. Based on these findings, the study suggests policies to enhance employment stability and improve employment quality among middle-aged wage workers. Additionally, it recommends extending the duration of unemployment benefits, introducing asset-building programs, and enhancing measures to prevent poverty among elderly women.
초록
본 연구는 생애과정 관점에서 중년기 임금근로자 고용의 질 궤적에 따라 유형화된 집단이 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향에 대하여 실증적으로 분석하고자 하였다. 이를 위하여 한국노동패널(KLIPS) 자료의 12차 자료(2009년도)부터 25차 자료(2022년도)에서 중년기 고용의 질 궤적이 22차 자료(2019년도)부터 26차 자료(2023년도)의 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향을 확인하였다. 분석 방법으로는 집단중심추세모형을 활용하여 고용의 질 변화 양상을 살피었고, 이후 도출된 집단이 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향을 다중회귀분석으로 분석하였다. 본 연구의 주요한 분석 결과는 다음과 같다. 첫째, ‘높은안정형’, ‘중간안정형’, ‘급진변동형’, ‘급진퇴장형’, ‘점진퇴장형’의 5개의 궤적으로 유형화되었다. 둘째, 이러한 집단유형이 향후 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향을 분석한 결과, ‘높은안정형’에 비하여 ‘급진퇴장형’, ‘중간안정형’, ‘점진퇴장형’ 순으로 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높게 나타났다. 이에 따라 본 연구에서는 중년층의 고용안정성 제고, 고용의 질적 수준 향상을 위한 정책, 실업급여의 기간 확대, 자산형성 프로그램 도입, 여성노인의 빈곤화 방지를 위한 정책 등을 제언하였다.
I. 서론
우리나라는 2025년을 기하여 초고령사회로의 진입이 예정되고 있다(통계청, 2023). 초고령사회의 환경 속에서 노인인구의 규모는 보다 확대되고, 그에 따른 소득 격차와 빈곤이 심화될 것으로 예상된다(손민규, 황설웅, 2023). 특히 노인인구의 증가로 말미암아 정부의 노인복지 관련 재정지출이 본격화될 것으로 전망되면서 노인의 빈곤 감소에 대한 사회적 책임은 더욱 강조될 것이다. 우리나라 노인의 빈곤율은 40.4%로 OECD 국가들의 평균인 14.2%와 비교하여 매우 높은 수준을 보이고 있다(OECD, 2023). 더하여 우리나라 노인의 상당수는 소득, 자산, 건강 등 2개 이상의 차원에서 중첩된 빈곤을 경험하고 있다(황남희, 2015). 이렇듯, 심화된 빈곤은 노인의 경제적 불안을 야기시켜 노후의 삶에 악영향을 미칠 수 있다는 점에서 주요한 사회적 문제로 대두되고 있다. 노인빈곤이 누적될 경우 빈곤 완화를 위한 정책의 개발과 운영으로부터 과도한 재정 부담이 초래되고, 노인세대의 부양을 위한 부담이 미래세대로 이전되면서 사회적 갈등을 유발할 수 있다.
종래로 노인빈곤의 원인을 해석하려는 연구적 시도는 다각적으로 수행되었다. 선행연구에서 활용된 노인빈곤의 결정요인은 대표적으로 인구사회적 특성, 소득의 형태, 노동시장 경험 등이 있다(최현수, 류연규, 2003; 홍백의, 2005; 김교성, 최영, 2006; 배성우 외, 2008; 김수영, 이강훈, 2009; 여유진, 2013). 그러나 노인빈곤의 원인을 규명하기 위해서는 빈곤의 발생 경로를 체계적으로 살필 필요가 있다. 요컨대 빈곤은 갑작스러운 가구주의 사망, 연령의 증가, 직업상실 등 특정 시점에서의 개인적 사건을 계기로 나타나기도 하나, 다른 한편으로 연속성과 사회성의 맥락으로 이해될 수 있기 때문이다(오혜인 외, 2014). 다시 말해 개인이 경험하는 빈곤은 생애과정에서의 다양한 사건들이 축적된 결과이다(김수영, 오혜인, 2022). 따라서 빈곤의 원인을 보다 체계적으로 분석하기 위해서는 과거로부터 이전되는 경험의 측면을 고려하여야 한다. 특히 본 연구는 개인의 생애를 대표하는 변수들 중에서도 근로이력에 초점을 둔다. 노년기의 전제가 되는 중년기를, 빈곤의 전제가 되는 과거의 근로이력을 살핀다면 중년기의 노동이 향후 노년기의 빈곤에 미치는 영향을 동태적으로 관찰할 수 있을 것이다.
선행연구들 역시 이러한 점에 기초하여 생애과정 관점에서 근로이력을 살피었다. 그러나 그간의 선행연구는 다음과 같은 한계가 존재한다. 첫째, 기존의 연구들은 근로이력을 단순히 경제활동 여부, 근로기간, 종사상 지위 등과 같은 단일한 양적 변수를 활용하여 분석하였다(홍백의, 2005; 김교성, 최영, 2006; 지은정, 2018). 이러한 양적 측정의 접근에는 한계가 내재되어 있는데, 어떠한 특성의 노동에 참여하는가에 따라 빈곤의 양상이 달라질 수 있다는 점이다. 가령 임금에 따라 혹은 직장 내 근무조건이나 복리후생제도의 혜택에 따라 노동의 질은 차이를 보일 수 있다. 이는 노동이 빈곤과 유사하게 다차원성을 내포하고 있음을 함의한다. 그러므로 실제 경제활동에 참여하고 있는가와 더불어 중요하게 고려되어야 할 것은 노동환경을 구성하는 다양한 요소들이 적절히 형성되어 있는가이며, 선행연구에서는 이를 주요하게 다루지 못하였다. 둘째, 설령 기존 선행연구에서 질적 지표를 바탕으로 분석을 수행하였다고 하더라도 그 분석의 대상은 청년을 중심(오호영, 이은혜, 2017; 최지훈 외, 2022; 조윤성, 김랑, 2022)으로 이루어지거나, 임금근로자 전반을 대상(방하남 외, 2007; 남춘호, 2011; 박은하, 2011; 김범식 외, 2015)으로 수행되었다. 그러나 우리나라 노동시장의 구조적 특징에 비추어 중년기 고용의 질을 살피는 접근의 중요성은 부각된다. 중년기는 자발적 퇴직이나 이직에 제한이 따르는 시기이므로 기존의 불안정한 노동환경을 관행적으로 받아들이는 경향이 크다. 실제로 중년기의 노동 불안정성은 근래에 이를수록 증가되는 양상을 보이며, 특히 이들 중 임금근로자의 불안정성은 두드러진다(이아영 외, 2023). 아울러 그 같은 불안정한 노동은 빈곤 진입에 영향을 미칠 수 있다(이승호 외, 2020). 이에 기반하여 볼 때, 중년기는 다른 연령 집단에 비해 고용의 질적 취약성으로부터 민감한 영향을 받을 것이라 추정된다. 그러므로 중년기에서 노년기로 이행되는 시기는 고용 안정성, 작업환경 등의 노동의 질적 요소들을 전제하여 판단될 필요가 크다. 이를 바탕으로 본 연구에서는 생애과정 관점으로 중년기의 고용의 질을 종단적으로 파악하여 이들이 노년기의 빈곤에 어떠한 영향을 미치는지 살피고자 한다.
고용의 질은 시간적 추이에 따라 변화한다. 그러므로 고용의 질은 단일 시점에서 형성, 유지되는 것이 아닌 시간의 연속성 속에서 누적, 변동된다. 생애과정 관점에 근거하여 본다면, 과거로부터 전개된 개인의 노동 경험은 이후의 노동 궤적을 구성하는 강력한 요소로 작용한다(이승호 외, 2019). 그리고 그러한 노동 경험으로부터 고용의 질의 누적성과 변동성이 규정된다. 따라서 만일 고용의 질을 단일 시점으로 분석한다면 시간의 흐름에 따른 고용의 질적 변화 양상을 구체적으로 살필 수 없고, 나아가 장기적 관점에서 은퇴 이전 시점에서의 고용의 질이 은퇴 이후 노년기의 삶에 미치는 영향을 명확히 파악하는 데 한계가 뒤따르게 된다. 덧붙여 중년기를 세부적으로 살펴보면, 50대 초반에 해당하는 시기에는 비교적 안정된 고용 상태를 유지하는 반면, 50대 후반에 이르러 점차 노동시장에서의 이탈이 발생한다(이승호 외, 2019). 이에 단일 시점으로 한정하여 고용의 질을 살필 경우 중년기 집단에서 관찰되는 다양한 노동 궤적에 대한 포괄적 분석은 제한된다. 보다 구체적으로 중년기는 다른 연령기와 비교하여 집단 내 이질성이 뚜렷하게 나타난다(박영란 외, 2011). 중년기는 소득, 교육수준, 종사상 지위, 노후준비, 소비성향 등의 측면에 있어 상이한 경향을 보이며(곽인숙, 홍성희, 2013; 조현승 외, 2017), 특히 고용안정성, 경제적 보상, 숙련향상 및 발전가능성 등의 측면에 있어 집단 내 격차가 관찰된다(이아영 외, 2023). 이에 그 같은 중년기 집단의 이질성으로부터 고용의 질적 수준의 차이가 나타나게 될 것이며, 이에 따라 다양한 유형의 노동 궤적이 형성될 것이다.
한편, 우리나라에서는 전통적으로 화폐적 차원을 기준으로 빈곤의 여부와 심도를 가늠하였다(정익중 외, 2022). 그간의 선행연구에서는 일정한 수준의 소득을 중심으로 빈곤을 계측하였고, 이러한 방식은 빈곤을 단순화하여 그 수준과 규모를 비교할 수 있다는 강점이 있다. 그러나 이러한 화폐적 측면의 접근은 개인의 다양한 욕구와 빈곤의 수준을 제대로 반영하기 어렵다는 한계가 존재한다(김경혜 외, 2010). 특히 노년기는 소득의 감소, 사회적 배제, 건강의 악화 등 삶의 문제들이 가중되는 시기로서 생애에 걸친 다양한 차원의 빈곤을 살피는 접근이 중요해진다(김세진, 남석인, 2020). 빈곤으로의 전락은 후생수준의 전반적 결핍으로부터 야기된다는 점에서 다차원적 측면을 내포하고 있기 때문이다(남상호, 2014). 이에 우리나라에서는 2000년대 후반에 이르러 본격적으로 다차원 빈곤에 대한 연구가 시작되었다(서병수, 2007; 김경혜 외, 2010; 최균 외, 2011). 구체적으로 화폐적 차원의 빈곤에 대한 연구에서 의료, 주거, 건강 등 빈곤에 직간접적으로 다양한 영향을 미치는 차원들에 대한 연구 범위가 확장되었으며, 빈곤의 수준과 원인을 포괄적 관점에서 조망하는 연구들이 수행되었다. 이를 바탕으로 본 연구에서도 다차원 빈곤의 관점에 기초하여 노년기의 빈곤 특성을 살피고자 한다.
종합하여 보면, 고용실태에 관한 측정은 상대적으로 양적 접근에 치중이 되어 있었고, 중년기의 고용의 질을 살핀 연구는 미비하며, 빈곤을 측정한 연구는 주로 화폐적 단일 지표를 중심으로 이루어져 왔다. 이에 본 연구는 고용의 질과 다차원 빈곤을 연계해 그 영향을 살핀 연구가 극히 드문 실정이라는 점에 주목하여 새로운 연구적 접근을 시도한다. 본 연구는 구체적으로 다음과 같은 점에서 선행연구와의 차별성이 강조된다. 첫째, 빈곤의 범위를 확장하여 다차원 빈곤으로 노년 시점의 빈곤을 측정하였다. 다차원 빈곤은 빈곤의 서열적 격차를 판별하는 것에 여러 제약이 존재함에도 불구하고 다양한 차원들이 빈곤에 미치는 영향을 살펴볼 수 있다는 점에서 이점이 있다. 둘째, 고용의 질 지표를 활용하여 중년기 근로이력의 다양성을 구별하였다. 고용의 질을 세부적으로 측정 가능한 지표로 구성함으로써 근로여부라는 단순한 분류에서는 포착되지 못하였던 중년기 노동에 미치는 다양한 근로환경의 영향력을 파악하고자 하였다. 셋째, 한국노동패널 자료를 활용하여 중년기 고용의 질이 노년기의 다차원 빈곤에 미치는 영향을 실증적으로 분석하였다. 그동안의 다차원 빈곤에 대한 선행의 연구는 주로 한국복지패널 자료를 활용한바 한국노동패널 자료를 토대로 한 연구는 적극적으로 수행되지 못하였다. 한국노동패널 자료는 가구와 개인의 장기간에 걸친 고용상태의 변화나 노동시장의 이동과 구조를 연속적 파악할 수 있어 노동 분야와 관련된 연구에 특화된 자료이다. 다른 한편으로 빈곤과 건강, 사회관계 등 사회복지 측면의 주요 현안과의 연계가 가능하다는 이점도 존재한다. 이에 본 연구에서는 한국노동패널 자료를 중심으로 집단중심추세모형을 적용하여 도출된 고용의 질 궤적 집단 사이의 다차원 빈곤 양태를 살핌으로써 패널 자료의 연구적 확장 가능성을 제시하였다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 고용의 질 개념과 측정
노동시장과 고용실태를 파악하기 위해 그간 사용되어 온 기존 노동시장의 지표들은 고용의 양적인 측면을 위주로 측정되었다(방하남 외, 2007). 가령 취업여부, 임금, 직업 등으로 고용을 조작적 정의하여 주로 단편적인 측면을 살피었고, 질적인 측면 역시 일부분만 살피었다는 한계가 있다(이성균, 2008; 박현정, 2010). 그러나 보다 포괄적이고 종합적으로 고용을 측정하고자 여러 국제기구에서 ‘괜찮은 일자리(Decent Work)’라는 개념을 논의하면서 고용의 질적 측정이 본격화되었다. 우선 1948년 UN(국제연합)에서는 근로자의 권리성을 강조하며, 일할 권리, 공정하고 유리한 보수, 차별 없는 동일임금, 노동조합 결성 및 가입 권리 등이 보장되는 일자리를 괜찮은 일자리로 정의하였다. 이러한 정의에 더하여 국제노동기구(ILO)에서는 ‘통계지표를 활용한 괜찮은 일자리 측정(Measuring Decent Job with Statical Indicators)’이라는 보고서를 발표하였다. 여기서 괜찮은 일자리란, ‘성별에 상관없이 자유, 평등, 안전, 그리고 인간의 존엄성을 지키며 양질의 생산적인 일을 할 수 있는 기회’로 정의하였다(ILO, 1999). ILO의 ‘괜찮은 일자리’가 노동권을 바탕으로 모든 인류를 대상으로 하는 종합적이고 포용적인 접근이라면, 이후 유럽연합(EU)에서는 ‘높은 질의 일자리(a high quality in work)’를 제안하였다(EU, 2001). 이는 리스본 전략(Lisbon Strategy)에서 의제화된 개념으로, 점차 일이 새롭고 유연화될 것이며 높은 교육수준과 기술력을 가진 노동자와 그렇지 않은 노동자 간의 분절이 나타난다는 배경 아래 제안되었다. 마지막으로, OECD는 취약 계층의 측면에서 ‘더 많고 더 좋은 일자리(more and better jobs)’를 제안하였다. 이는 기존의 괜찮은 일자리의 개념과는 다르게 노인, 여성, 한부모, 장애인, 이민자 등 노동시장 내 취약계층으로 인식되고 있는 자들에게 좋은 일자리를 제공하는 것을 주요 목표로 두었다(OECD, 2003).
이렇듯, 여러 국제기구의 제안을 바탕으로 괜찮은 일자리가 거론되면서 그간의 연구에서는 이를 실체적으로 측정하고자 여러 지표를 선정하여 고용의 질에 대한 논의가 촉진되었다. 우선 고용의 질을 측정하기 위해 시도된 국외 최초의 연구는 임금이나 부가급여 등 경제적인 영역뿐만 아니라, 노동시간, 직업지위, 훈련 및 승진기회, 위험 정도, 기술적 특성, 자율성, 권한 등 노동의 다양한 측면을 복합적으로 제시하였다(Jencks et al., 1988). 또한 고용기회, 일의 내용 및 근로 생활, 사회보장 등 근로자의 안정적인 삶을 기준으로 고용의 질을 측정한 연구도 있다(Anker et al., 2003). 이후에는 연구가 더욱 세분화되어 미시수준, 중간수준, 거시수준으로 구분되어 고용의 질 지표가 발전되었다(Bonnet et al., 2003; Winchenbach et al., 2021). 구체적으로 미시수준은 개별 근로자의 관점으로, 고용 안정성, 승진, 적절한 보상, 근무환경의 안전성, 그리고 근무만족도 등과 같이 개인의 심리사회학적인 관점과 개인의 노동환경을 기준으로 측정되었다(Blustein et al., 2016; Masdonati et al., 2019; Ribeiro et al., 2019). 또한 중간수준은 근무지 자체의 전반적인 환경으로, 근무지 내 교육훈련 제도, 승진제도, 숙련향상가능성 등으로 측정되었다(Burchell et al., 2014; Duffy et al., 2017). 특히 ILO에서는 경제-사회적 보호(Socio-economic Security)라는 이름 아래 개인의 보호수준을 측정하는 지표를 개발하여 활용하고 있다. 여기에선 숙련형성, 채용, 직무구조, 근로조건, 노사관계 등 근무지 내 규정이나 제도 등을 주요 지표로 측정하고 있다(Standing, 2002; 방하남 외, 2007). 마지막으로, 거시수준은 연구자의 초점에 따라 다른 지표로 측정되었다. 가령 국가 비교 차원의 관점에서 근로자가 충분히 소득을 얻을 수 있도록 마련되어 있는 법률이나 사회보장제도와 같은 노동복지제도 등 국가의 법률, 규정, 제도 등을 중심으로 살핀 연구도 있다. 반면, 소득불평등, 경제성장률, 평등한 고용 등과 같이 전반적인 사회문제 혹은 사회적 위험을 나타내는 지표로 고용의 질이 측정되기도 하였다(Bescond et al., 2003; Ghai, 2003; Rodgers, 2007; Rai et al., 2019).
국내에서도 고용의 질을 측정하고자 우리나라의 실정에 맞게 수정된 지표가 사용되고 있다. 우리나라에서 역시 연구자의 초점에 따라 고용의 질 지표를 다양하게 설정하고 있다. 우선 미시수준에서는 개별 근로자의 관점으로 보수수준, 고용안정성, 개인의 발전가능성, 근무지 내 영향력 행사 가능성 등이 측정되고 있다(최옥금, 2005; 홍성우, 2008; 문순영, 2008; 남춘호, 2011; 이옥진, 2013; 김범식 외, 2015; 강은영, 2017; 정성배, 이지우, 2018). 특히 취업 안정성에 대한 만족도, 직무에 대한 만족도, 대인관계 만족도 등 개인의 심리사회학적 관점을 살피기도 한다(방하남 외, 2007; 변경희, 2010; 이은혜, 오호영, 2017). 또한 중간수준으로는 노동조합 존재 여부, 부가급여 존재 여부, 복리후생 존재 여부, 법정근로기준 준수 여부 등 근무지의 규정이나 제도 등에 대한 것을 위주로 측정되고 있다(윤윤규, 2007; 이영면, 박상언, 2007; 이성균, 2008; 박자경, 2023). 혹은 여성이나 고령자의 관리자 비중 등 평등한 고용의 정도로 살피거나, 노사협의회 및 징계위원회 등 공정한 갈등 해결 시스템 존재 여부 등으로 살핀 연구도 있다(이규용 외, 2015). 마지막으로, 거시수준에서는 연구목적에 따라 다양한 지표로 측정되고 있었는데, 예를 들어 고용률, 실업률과 같은 고용보장성이나 노동복지 관련 사회보장 지출 등 사회적 보호로 측정한 연구들이 대표적이다(노용환, 신종각, 2007; 김민혜, 조병수, 2015).
한편, 본 연구에서는 고용의 질 지수를 미시적인 관점에서 측정하고자 하였다. 그간의 선행연구는 주로 고용의 질 지표를 어떻게 구성할지에 대한 논의에 집중되어 있으며, 개발된 지수를 개인에게 적용한 연구는 드물기 때문이다. 특히 미시적 수준의 고용의 질 연구는 특정 시점의 횡단면적 연구에만 머물러 있어 고용의 질 변화 ‘궤적’을 분석하는 데까지는 나아가지 못하고 있다. 또한 거시나 중시적 수준의 고용의 질 연구는 사회의 전반적인 변화 양상을 분석할 수는 있으나, 미시적인 수준에서 개별 근로자의 이질성과 고용의 질 궤적을 심도 깊게 살피는데에는 한계가 있다. 이러한 점을 바탕으로 본 연구에서는 미시적인 관점에서 개인의 고용의 질이 어떠한 양상으로 변화하는지를 살피고자 하였다.
2. 다차원 빈곤의 정의
빈곤이란 기본적인 생존을 위해 요구되는 삶의 욕구와 조건들이 충분하게 충족되지 못한 상태를 의미한다. 그러한 빈곤은 개념의 유사성으로 인해 흔히 경제적 의미에서의 불안정과 혼용된다. 그러나 두 개념 사이의 높은 관련성에도 불구하고 빈곤과 불안정은 그 정의와 활용의 맥락에서 차이를 보인다. 먼저 빈곤은 현재의 시점에서 발생된 삶의 문제와 관련된다면, 불안정은 장래에 발생할 문제에 대한 염려로부터 유발된다(Osberg, 2021). 다시 말해 빈곤은 가시화된 문제로부터 야기되는 경제적, 비경제적 측면의 결핍인 반면, 불안정은 현 시점에서 가시화되고 있지는 않으나 결과적으로 빈곤과 불평등 등을 유발할 수 있는 문제에 노출되는 정도로 정의내릴 수 있다. 그와 같은 빈곤과 불안정은 이를 결정하는 기준의 여부에서도 차이를 보인다. 빈곤은 빈곤선의 활용을 통해 빈곤과 비빈곤 상태의 측정이 가능하다. 후술할 중위소득, 순자산, 의료 지출비 등이 그러한 기준에 해당한다. 반면, 불안정은 기본적으로 다가올 미래의 불확실성과 불안을 잠재하고 있다. 따라서 불안정은 추후 그러한 상태로 속하게 될 가능성으로 이해된다는 점에서 그것을 규정할 수 있는 현재의 명확한 기준이 분명치 않은 특성을 지니며, 이와 같은 점에서 빈곤과 불안정은 구별된다.
한편, 오래도록 빈곤을 이해하는 핵심적 개념은 절대빈곤과 상대빈곤을 중심으로 논의되었다. 이러한 개념들은 주로 소득 기준을 중심으로 한 빈곤의 단선적 접근에 초점을 두었으나(Alkire & Santos, 2013), 그것이 가지는 한계는 다음과 같이 설명될 수 있다. 개인의 빈곤은 개별적인 특성을 지니며, 직면해 있는 생활상의 위기에 따라 차이를 보일 수 있다. 따라서 동일한 소득수준을 보인다고 할지라도 상대적으로 사회적 단절을 경험하고 있거나, 건강이 악화된 경우 소득수준의 정상성을 상쇄하여 빈곤을 경험하게 될 수 있다. 나아가 소득과 같은 화폐적 빈곤과 더불어 비화폐적 빈곤과 같이 다른 차원의 빈곤이 파생될 수 있다(변금선, 이혜림, 2020). 즉, 소득빈곤을 경험하고 있지 않더라도 다른 차원에서의 빈곤에 노출될 수 있으며, 이에 따라 비화폐적 차원의 측정을 강조한 연구들이 존재한다(서병수, 2007; 김경혜 외, 2013; 남수정, 황혜선, 2017; Nolan & Whelan, 2010; Suppa, 2016; Santos & Villatoro, 2018; Salecker et al., 2020).
요컨대 다차원 빈곤은 빈곤이 내재한 복합성을 전제로 그것을 관찰하고, 해석하는 것에 초점을 둔다는 점에서 빈곤의 전통적 접근과 궤를 달리한다. 즉, 빈곤은 본질적으로 균일하지 않으며, 다양한 상대적 요인들의 결핍 차이로부터 규정된다는 점에 인식적 기초를 둔다. 이처럼 빈곤은 소득의 측면만이 아닌 보다 거시적 차원에서 고려되어야 한다는 점이 강조되면서 빈곤을 이해하는 보완적 개념의 일환으로 다차원 빈곤이 제시되었다(UNDP, 1997). 또한 그러한 다차원 빈곤 개념의 등장은 유엔개발계획(UNDP)의 인간개발지수(HDI)와 다차원빈곤지수(MPI)의 개발에 기여하였다(Anand & Ravallion, 1993; Dotter & Klasen, 2017). 이를 계기로 화폐적, 비화폐적 요소들이 반영된 새로운 빈곤 지표가 등장하였으며, 빈곤을 유발하는 다양한 동인을 지표에 반영하여 측정하려는 연구적 흐름이 나타났다(이봉조 외, 2022). 이후 다차원 빈곤의 구체적 지표와 측정 방법에서는 관련 연구에서 여러 비판과 보완이 진행되며, 성숙되었다(Tsui, 2002; Bourguignon & Chakravarty, 2003; Deutsch & Silber, 2005; Alkire & Foster, 2011; Ravallion, 2011; Belhadj & Limam, 2012; Whelan et al., 2014; Dotter & Klasen, 2017; Vollmer & Alkire 2022).
이를 바탕으로 하는 다차원 빈곤은 개인의 삶의 수준 또는 복지 수준이 개인이 가치가 있다고 평가하는 삶의 상태와 행위인 기능들을 성취할 수 있는 실현능력들의 수준이다(서병수, 권종희, 2013). 가령 개인은 화폐적 차원과 비화폐적 차원을 다양하게 조합하여 삶을 영위할 수 있다. 여기서 화폐적 차원은 비화폐적인 요소들을 모두 포괄하는 개념은 아니다. 즉, 생활수준이나 빈곤의 진입에 있어 경제적 요인은 지대한 영향을 미치나, 이를 단일 척도로 판단하는 것이 아닌 개인이 마주하는 다양한 생활상의 경험을 보다 증진하여 외부환경과의 상호작용의 결과로써 다차원 빈곤을 논의하는 것이다. 덧붙여 현대사회에서 빈곤은 경제적 차원을 넘어 다른 사회환경의 맥락에서 차별과 불이익이 누적되고 그것이 빈곤으로 연결되는 현상이 증가하였다. 이는 결국 빈곤의 속성을 보다 정밀히 측정하고자 하는 빈곤에 대한 대안적 접근과 새로운 빈곤틀을 마련하게 하는 흐름을 촉발시켰다. 그 결과 단순히 경제적 빈곤을 넘어 사회적 배제와 비화폐적 격차의 영역 역시도 빈곤의 직간접적 유발 요인으로 수용함으로써 빈곤 개념의 확장을 만들어냈다(Bristow et al., 2022).
3. 다차원 빈곤의 구성요소
다차원 빈곤의 연구에 있어 빈곤선의 산출과 더불어 다차원 빈곤을 구성하는 구체적인 차원의 설정은 매우 중요하다. 그러한 다차원 빈곤을 판단할 수 있는 빈곤선과 차원에 관하여 개별 연구자들의 연구주제와 분석 대상 그리고 활용 자료의 이질성으로 말미암아 다소 상이한 구성을 이루고 있다.
본 연구의 분석 대상인 중·고령자를 중심으로 한 연구를 위주로 살펴보면, 자주 활용되었던 다차원 빈곤의 차원으로는 소득, 자산, 주거, 건강, 사회적 관계, 고용 등이 있다(김경혜 외, 2013; 김태완 외, 2015; 황남희, 2015; 남수정, 황혜선, 2017; 김수영, 박병현, 2018; 이지인, 주은선, 2020). 이 외에도 연구 특성에 따라 다차원 빈곤의 차원을 새로이 투입, 조정한 연구들이 있는데, 구체적으로 사회보장, 사회적 관계, 금융, 식생활, 에너지, 여가, 교육 등이 있다(최균 외 2011; 서병수, 권종희, 2013; 김성아, 김문길 2020; 오욱찬 외, 2020; 변금선, 이혜림, 2020; 정익중 외, 2022).
우선 소득의 경우, 대부분의 연구에서 중위소득 50%를 기준으로 빈곤선을 규정하였다(서병수, 2007; 최균 외, 2011; 김경혜, 2013; 김수영, 박병현, 2018). 그러나 소득분위를 상향 조정하여 중위소득 60%를 기준으로 빈곤선으로 규정한 연구(김세진, 남석인, 2020; 이지인, 주은선, 2020), 가구원 수에 따른 최저생계비를 측정하거나 가구의 수입만족도로 측정한 연구도 존재한다(서병수, 권종희, 2013; 김혜자 외, 2014).
자산의 경우, 가구규모로 조정된 기초공제액, 지역별 기본재산액, 가구원수별 최저생계비, 중위 순자산의 50%, 주택 소유 여부 등 다양한 기준으로 측정되었다. 이들은 분석 대상이나 연구목적에 따라 상이한 변수를 활용하였는데, 이를테면 특정 집단을 구분하지 않은 인구 전체의 다차원 빈곤을 분석한 초기의 연구에서는 지역별 기본재산액이 빈곤선으로 활용되었고(최균 외, 2011; 서병수, 권종희, 2013), 노인을 대상으로 실시한 연구에서는 가구원수별 최저생계비가 주로 활용되었다(김혜자 외, 2014; 김순미, 조경진, 2019; 김세진, 남석인, 2020). 또는 중위 순자산 50%를 기준으로 빈곤을 측정한 연구도 존재한다(오욱찬 외, 2020; 박미진 외, 2022; 송치호, 2024).
주거의 경우, 최저주거기준, 주거비 지출 비중, 거주주택 점유형태, 주거위치, 주택의 구조, 성능 및 환경, 주거만족도 등 다양한 기준으로 측정되었다. 활용된 패널 자료를 중심으로 살펴보면, 한국복지지패널의 경우 주로 최저 주거기준, 주거비 지출 비중, 거주주택 점유형태, 주택의 구조, 성능 및 환경 등의 빈곤선을 활용하여 빈곤을 측정하였다(김경혜 외, 2010; 서병수, 권종희, 2013; 김태완 외, 2015; 이지인, 주은선, 2020). 반면, 한국노동패널과 국민노후보장패널을 활용하여 다차원 빈곤을 분석한 연구의 경우 기존의 일반적으로 활용되었던 빈곤 기준과 더불어 주거만족도 변수를 추가 투입하여 다차원 빈곤을 살피었다(서병수, 2007; 황남희, 2015).
건강의 경우, 대부분의 연구에서 소득 대비 의료비 지출 비중이 20% 이상인 경우와 건강 만족도를 빈곤선으로 규정하고 있다(이현주, 정은희, 2014; 남수정, 황혜선, 2017; 오욱찬 외, 2020). 그러나 건강 빈곤에 대한 보다 포괄적인 측정을 위하여 소득 및 소비지출 대비 의료비 지출 비중을 40% 이상으로 상향 조정한 연구(김혜자 외, 2014; 김세진, 남석인, 2020)와 건강 빈곤에 대한 보다 엄밀한 측정을 위하여 소득 및 소비지출 대비 의료비 지출 비중을 10% 이상으로 하향 조정한 연구도 존재한다(김성아, 김문길, 2020).
사회적 관계의 경우, 사회적 친분관계 만족도와 가족관계 만족도가 주요한 빈곤선으로 활용되었다(남수정, 황혜선, 2017; 정익중 외, 2022; 송치호, 2024). 혹은 부부관계, 자녀관계, 친지관계 등 집단을 세분화하여 관계의 수준을 빈곤선으로 활용한 연구도 존재한다(김경혜 외, 2013; 김수영, 박병현, 2018; 김순미, 조경진, 2019).
끝으로 고용의 경우, 대부분의 연구에서 실업자 및 비경제활동인구와 상용직이 아닌 상태를 기준으로 빈곤선을 규정하고 있다(김경혜 외, 2010; 최균 외, 2011; 이현주, 정은희, 2014; 남수정, 황혜선, 2017; 이지인, 주은선, 2020). 그러나 근로 능력과 의지가 있으며, 기존의 직장에서 장기간 근무를 하는 경우라고 할지라도, 안정적 근무조건이 형성되지 않았다면 고용 빈곤의 위험에 취약성을 보일 수 있다. 이를 반영하여 해고 염려가 큰 직장에 종사하고 있는 경우를 빈곤 기준으로 설정한 연구도 존재한다(김성아, 김문길, 2020).
4. 고용의 질 궤적 유형이 다차원 빈곤에 미치는 영향에 대한 선행연구 검토
노년기 다차원 빈곤의 결정요인을 분석한 기존 연구의 주요 분석변수와 결과는 다음과 같다. 우선 일반적으로 나이가 많을수록, 주관적 건강상태가 좋지 않을수록, 배우자가 없을수록, 자녀의 수가 적을수록, 교육수준이 낮을수록 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높게 나타났다(석상훈, 김헌수, 2012; 황남희, 2015; 김순미, 2018; 유지영, 2020). 특히 노년기 빈곤 실태를 분석한 석상훈과 김헌수(2012)는 경제활동 참가에 따라 빈곤여부가 결정되며, 자발적 혹은 비자발적 은퇴 이후 가교일자리 진입 여부 역시 빈곤여부에 지대한 영향을 미친다고 보고하고 있다. 또한 김순미(2018)의 연구에서는 가구소득의 분위를 구분하여 다차원 빈곤의 결정요인을 분석한 결과, 모든 소득 분위에서 공통적으로 근로소득이 다차원 빈곤에 영향을 미칠 가능성이 높았다. 더불어 조보배와 최요한(2018)의 연구에서는 후기 고령자의 경우에도 근로 여부가 빈곤상태에 영향을 미친다는 점을 실증적으로 분석하였다.
위에서 살펴본 기존 연구는 노인이 빈곤한 원인으로 노년기 시점에서의 노동시장 특성을 중심으로 살피었다. 그러나 본 연구는 빈곤을 과거 노동시장에서의 경험과 연관시켜 파악하고자 하였으며, 이를 중점적으로 다룬 선행연구는 비교적 많이 이루어지지 않았다. 석상훈과 김헌수(2012)는 가구주가 상용직 근로자인 경우, 정년퇴직한 경우, 가교 일자리에서 은퇴한 경우에는 빈곤에 전락할 가능성이 유의하게 낮아지는 것으로 보고하였다. 또한 강성호와 조준용(2016)의 연구에서는 55세 전후에서 경험하는 고용안전성이 가져오는 탈빈곤 효과가 큰 것으로 나타났으며, 이주미와 김태완(2020)의 연구에서는 다소 안정적이고 기능을 보유하고 있는 직종일 때 낮은 빈곤율을 보이는 것으로 나타났다.
이상의 선행연구가 내재하고 있는 한계는 다음과 같다. 첫째, 노인빈곤의 원인을 과거 노동시장의 경험과 파악한 연구가 부족하다. 기존의 연구는 대체로 노인빈곤의 원인을 노인 시점에서의 노동시장 상태에서 살피었으며, 과거 노동시장 경험을 독립변수로 살피는 시도는 미비하다. 둘째, 설령 과거 노동시장 경험을 살피었더라도 이를 주된 경제활동 상태, 고용여부, 직종 등 단일한 변수로 살피었다. 우리나라는 기업 간, 고용형태 간 임금격차가 크며, 복지까지 포함하면 격차는 더 벌어진다. 이에 따라 고용의 질은 단순히 고용형태나 임금수준에 국한되지 않고, 개인의 경제활동 경험과 삶의 질에 영향을 미치는 다양한 요인이 복합적으로 작용하기 때문에 다차원적인 분석이 필요하다. 마지막으로, 노인의 빈곤을 단편적으로 살피었다. 가령 소득분위에 따른 빈곤 여부, 소득수준 등 빈곤의 여부를 물질적인 재화로만 살피었다는 한계가 있다.
이를 바탕으로 본 연구에서는 중년기 고용의 질 지수에 따른 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향을 살피고자 하였다. 한편, 본 연구는 여러 요인으로 구성된 고용의 질을 살필 때, 특정한 시기를 지정하여 살피기보다는 종단 연구로 살피는 것이 더욱 적절하다고 판단하였다. 이는 생애과정 관점에서 장기적인 고용의 누적효과를 살피고자 하였으며, 정책적 개입이 필요한 시점을 파악하여 노년기 다차원 빈곤을 예방하고자 하였기 때문이다. 또한 중년기에 고용의 질이 지속적으로 낮은 상태에 머물렀던 노인은 누적된 경제적 불이익과 사회적 자원의 축소로 인해 노년기 다차원 빈곤에 더 취약할 가능성이 높다. 더불어 선행연구에서 중년기 고용의 질에 따라 궤적에 대한 유형화를 시도한 사례는 부족하다. 이에 따라 본 연구에서는 시간의 흐름에 따라 변화하는 고용의 질 지수의 경로를 뜻하는 ‘궤적’이라는 개념을 적용하여 고용의 질 변화 양상과 방향성을 살피고, 이러한 궤적 유형이 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향을 살피고자 하였다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 분석 자료 및 분석 대상
본 연구는 한국노동연구원에서 제공하는 한국노동패널(KLIPS) 자료를 사용한다. 한국노동패널은 1998년 1차 조사를 시작으로 도시지역에 거주하는 한국의 5,000 가구와 가구원을 대표하는 패널 표본 구성원을 매년 조사하고 있으며, 고용의 질 지수로 구성된 변수를 모두 조사한다. 이에 따라 본 연구에서 살피고자 하는 고용의 질 지수를 분석하는 데 한국노동패널은 타 자료에 비해 이점을 갖는다. 또한 기존 연구에서 다룬 다차원 빈곤이 타 자료로 자주 분석된 만큼, 한국노동패널로 분석한 다차원 빈곤은 새로운 접근이라고 볼 수 있다.
한편, 본 연구는 노년기의 전제가 되는 중년기를, 빈곤의 전제가 되는 과거의 근로이력을 살피어 중년기의 노동이 향후 노년기의 빈곤에 미치는 영향을 동태적으로 관찰하고자 하였다. 이를 위하여 중년기를 50세부터 59세까지로 조작적 정의하였다. 일반적으로 중년기는 기존 연구의 정의에 따라 다르게 통용되고 있으나, 본 연구에서는 50세부터 59세까지의 시기가 개인의 경제활동이 정점에 이르렀다가 점차 감소하는 과도기적 시점이며 노년기로의 전환을 준비하는 중요한 시기라는 점에서 초점을 두었다(배문조, 2009; 이석민, 2021). 50세 이후에는 많은 근로자가 정년을 고려한 직업 안정성, 소득 지속성, 그리고 은퇴 준비와 관련된 중요한 결정을 내리기 때문이다. 따라서 본 연구에서는 노년기 빈곤과 직결되는 중년기 후반의 노동 특성에 보다 집중하고자 하였다.
본 연구에서 활용하고자 하였던 한국노동패널은 본 연구가 실시된 2024년을 기준으로 26차 자료(2023년)까지 공개되었다. 본 연구는 중년기 근로이력이 노년기 빈곤에 미치는 영향을 확인하고자 하였는데, 종단데이터 분석에 따른 패널 유실을 보완하기 위하여 연도별로 50세~59세까지의 코호트를 추출한 뒤 결합하는 방식을 활용하였다. 이에 따라 12차 자료(2009년도)~21차 자료(2018년도), 13차 자료(2010년도)~22차 자료(2019년도), 14차 자료(2011년도)~23차 자료(2020년도), 15차 자료(2012년도)~24차 자료(2021년도), 16차 자료(2013년도)~25차 자료(2022년도)에서 50~59세를 추출하였다. 또한 22차 자료(2019), 23차 자료(2020), 24차 자료(2021), 25차 자료(2022), 26차 자료(2023)에서 60세를 추출하여 노년기 다차원 빈곤을 살피었다. 이 때, 12차 자료(2009년도)부터 데이터를 살핀 이유는 본 연구가 수행된 2024년 기준 현재 나이를 고려하여 최대한 데이터를 적게 결합해야 분석결과가 현재 노년기의 상황에 부합하여 정책제언의 실효성을 높일 수 있기 때문이다. 이에 따른 본 연구의 분석 대상은 다음의 <표 1>과 같다.
표 1
조사 자료 추출 기준
| wave | 12차 | 13차 | 14차 | 15차 | 16차 | … | 21차 | 22차 | 23차 | 24차 | 25차 | 26차 |
| 연령 | 50 | … | 55 | 56 | 57 | 58 | 59 | 60 | ||||
| 50 | 51 | … | 56 | 57 | 58 | 59 | 60 | |||||
| 50 | 51 | 52 | … | 57 | 58 | 59 | 60 | |||||
| 50 | 51 | 52 | 53 | … | 58 | 59 | 60 | |||||
| 50 | 51 | 52 | 53 | 54 | … | 59 | 60 | |||||
| ↓ | ||||||||||||
| 연번 | 출생연도 | 50세 시점 | 59세 시점 | 60세 시점 | 현재 나이(2024년 기준) | |||||||
| 1 | 1959년 | 12차 자료(2009) | 21차 자료(2018) | 22차 자료(2019) | 65세 | |||||||
| 2 | 1960년 | 13차 자료(2010) | 22차 자료(2019) | 23차 자료(2020) | 64세 | |||||||
| 3 | 1961년 | 14차 자료(2011) | 23차 자료(2020) | 24차 자료(2021) | 63세 | |||||||
| 4 | 1962년 | 15차 자료(2012) | 24차 자료(2021) | 25차 자료(2022) | 62세 | |||||||
| 5 | 1963년 | 16차 자료(2013) | 25차 자료(2022) | 26차 자료(2023) | 61세 | |||||||
본 연구는 다음과 같은 방법으로 데이터를 구축하였다. 첫째, 각 코호트별 시작 시점에서 50세를 추출하였다. 둘째, 시작 시점 이후 자료들을 결합하여 균형패널로 구성하였다. 한편, 본 연구는 임금근로자의 고용의 질 지수를 활용하여 동태적 분석에 초점을 두었기 때문에 분석기간인 50세부터 59세까지 한 번도 노동시장에 진입하지 않은 자는 제외되었다. 또한 임금근로자를 대상으로 고안된 고용의 질 지수를 자영업자에게 적용하기엔 한계가 있어 제외하였다. 특히 임금근로자로 일을 하고 있으나, 고용의 질 지수 산출을 위한 변수가 누락되어 있거나 60세 시점에서 다차원 빈곤과 관련된 정보를 정확하게 알 수 없는 경우는 제외되었다. 셋째, 구축된 5개의 균형 데이터를 하나로 결합하여 50~59세까지의 근로이력과 60세 다차원 빈곤의 관계를 실증적으로 분석하였다.
2. 변수의 정의 및 측정
본 연구의 분석은 세 단계로 구분된다. 첫째로, 중년층의 고용의 질 지수의 동태적 분석을 위하여 집단중심추세모형(Group-Based Trajectory Model, GBTM)을 활용한다. 본 연구는 노년기 다차원 빈곤의 결과가 중년층부터 누적된 결과임을 실증적으로 분석하기 위하여 이들의 과거 근로이력을 파악하고자 하였다. 본 연구에서는 이러한 과거 근로이력을 분석하기 위하여 질적 변수를 활용하여 고용의 질 지수를 분석한다. 둘째, 집단중심추세모형을 통해 도출된 집단에 대하여 각 집단이 전반적으로 어떤 특징을 가지고 있는지, 이들의 특징이 시간이 지남에 따라 어떻게 변화하는지 등을 파악한다. 마지막으로, 집단중심추세모형을 통해 도출된 유형을 독립변수로, 다차원 빈곤을 종속변수로 하여 다중회귀분석을 실시한다. 이를 위한 변수의 정의 및 측정은 다음과 같다.
가. 종속변수 : 노년기의 다차원 빈곤
본 연구는 노년기의 다차원 빈곤을 종속변수로 하였다. 이를 분석하기 위하여 선행연구 검토를 통해 소득, 자산, 주거, 건강(의료), 사회적 관계로 다차원 빈곤을 측정하였다. 노년기를 대상으로 하는 기존 연구에서는 고용과 관련된 지표도 선정하였으나, 본 연구에서는 독립변수가 고용 관련 변수이기 때문에 다중공선성 등의 문제를 고려하여 고용을 지표로 선정하지 않았다. 또한 본 연구에서는 기존 연구에서 검토된 변수 중 한국노동패널조사 내에서 가용한 변수를 최대한 투입하여 다차원 빈곤으로 조작적 정의하였다.
한편, 일반적으로 다차원 빈곤을 조작적 정의할 때는 1) 차원 및 차원 내 지표 선정 2) 차원의 가중치 결정 3) 차원 내 지표의 경계선 설정으로 진행된다. 본 연구에서는 ‘1) 차원 및 차원 내 지표 선정’은 선행연구 검토를 통해 진행되었으나, 차원의 가중치를 결정하기엔 한계가 있다고 판단하였다. 가중치를 부여하는 방법은 차원별로 중요도를 부여하는 것이며, 여러 전문가의 의견을 바탕으로 서열을 가리는 방법이다. 본 연구에서는 대상 차원의 가중치를 결정하는 것은 연구목적에서 벗어나는 것이라 판단하여 차원별 동일 가중치를 적용하고자 하였다. 이를 바탕으로 본 연구의 모든 세부지표는 0과 1의 이분형 변수로 설정하였으며, 이를 단일합산하여 종속변수로 투입하였다. 본 연구의 다차원 빈곤 조작적 정의는 다음과 같다.
우선 본 연구는 소득빈곤을 측정하기 위하여 가구소득과 수입만족도를 선정하였다. 가구소득은 가구균등화 가처분소득이 중위소득 50% 미만일 시 1의 값을, 이상일 시 0의 값을 부여하였다. 또한 수입만족도는 가족의 수입 생활만족도를 기준으로 매우 불만족과 불만족에 응답 시 1의 값을, 매우 만족, 만족, 보통에 응답 시 0의 값을 부여하였다. 둘째, 본 연구에서는 자산빈곤을 측정하기 위하여 순자산과 주택소유를 세부지표로 선정하였다. 순자산은 중위 순자산 50% 미만이면 1, 이상이면 0으로 측정하였다. 또한 주택을 소유하고 있을 시 0, 무주택자일 시 1로 측정하였다. 셋째, 본 연구는 주거빈곤을 측정하기 위하여 주거환경과 주거비를 세부지표로 선정하였다. 우선 주거환경은 주거환경 생활만족도로, 매우 불만족과 불만족에 응답 시 1의 값을, 매우 만족, 만족, 보통에 응답 시 0의 값을 부여하였다. 또한 주거비를 기준으로 과다한 주거비 지출자에게 1의 값을 부여하였고, 이 외에는 0의 값을 부여하였다. 이 때, 과도한 주거비 지출자의 기준은 가처분소득 대비 주거비 비중이 30%인 자를 뜻한다. 넷째, 본 연구는 건강빈곤(의료빈곤)을 측정하기 위하여 주관적 건강상태와 의료비로 조작적 정의하였다. 주관적 건강상태는 건강이 아주 안 좋다, 건강하지 않은 편이다에 응답하였다면 1, 보통이다, 건강한 편이다, 아주 건강하다에 응답하였다면 0으로 설정하였다. 또한 의료비를 기준으로 과도한 의료비 지출자에게 1, 이 외에는 0으로 설정하였다. 이 때, 과도한 의료비 지출자의 기준은 식료품비를 제외한 소비지출 중 의료비 비중이 40%인 자를 뜻한다. 마지막으로, 본 연구는 사회적 관계망을 측정하기 위하여 생활만족도 내 가족관계 만족도와 사회적 친분 만족도로 조작적 정의하였다. 두 문항 모두 리커트 5점 척도로 구성되어 있으며, 매우 불만족과 불만족에 응답 시 1의 값을, 매우 만족, 만족, 보통에 응답 시 0의 값을 부여하였다.
본 연구에서는 각 유형의 세부지표에 단일가중치를 부여하여 5개의 유형별 합이 최소 0에서 최대 2까지 도출되었고, 5개의 유형의 값을 모두 합산하여 최소 0에서 최대 10까지 도출되도록 조작적 정의하였다. 이에 따라 점수가 높을수록 빈곤한 것을 의미하며, 유형별로 2점은 극빈곤, 1점은 일반빈곤, 0점은 비해당으로 설정하였다. 종합적으로 본 연구는 소득, 자산, 주거, 건강(의료), 사회적 관계망을 모두 더한 다차원 빈곤 변수를 종속변수로 투입하였다. 이를 정리하자면 다음의 <표 2>와 같다.
표 2
다차원 빈곤 세부지표 측정
| 기준 | 세부지표 | 측정 |
|---|---|---|
| 소득 | 가구소득 | 가구균등화 가처분소득이 중위소득 50% 미만인 자=1. 그 외=0 |
| 수입만족도 | 가족의 수입 생활만족도 매우불만족, 불만족=1, 그 외=0 | |
| 자산 | 순자산 | 중위 순자산 50% 미만인 자=1, 그 외=0 |
| 주택소유 | 주택 미소유=1, 주택소유=0 | |
| 주거 | 주거환경 | 주거환경 생활만족도 매우불만족, 불만족=1, 그 외=0 |
| 주거비 기준 | 가처분소득 대비 주거비 비중이 30% 이상인 자=1. 그 외=0 | |
| 건강 (의료) | 주관적 건강상태 | 주관적 건강상태 아주 안 좋음, 좋지 않음=1, 그 외=0 |
| 의료비 기준 | 식료품비를 제외한 소비지출 중 의료비 지출이 40% 이상인 자=1. 그 외=0 | |
| 사회적 관계망 | 가족관계 | 가족관계 생활만족도 매우 불만족, 불만족=1, 그 외=0 |
| 사회적 친분 | 사회적 친분 생활만족도 매우 불만족, 불만족=1, 그 외=0 |
나. 독립변수 : 중년기의 고용의 질 지수에 따라 도출된 집단
본 연구는 중년기 고용의 질 지수에 따라 도출된 집단이 노년기의 다차원 빈곤에 미치는 영향을 분석하고자 하였다. 그간 중년기의 노동궤적을 살핀 선행연구는 종사상 지위나 경제활동 여부 등 양적인 측면에 초점을 두었으나, 본 연구에서는 중년기 근로이력의 질적 분석을 시도하고자 고용의 질 지수를 활용하였다. 기존 연구들은 고용의 질을 측정하고자 다각적인 측면에서 접근하였다. 가령 정규직 여부는 객관적인 지표로 측정될 수 있다. 일반적으로 정규직은 비정규직에 비하여 직장을 계속 다닐 가능성이 높으나, 이 관계는 반드시 등치되는 것은 아니다. 반면, 현재 비정규직으로 일하고 있으나, 회사의 고용관행이나 암묵적 승인에 의하여 직장에 계속 다닐 수 있을 것이라고 느끼는 것은 주관적인 지표로 측정될 수 있을 것이다. 즉 기존 연구들을 바탕으로, 본 연구에서는 고용의 질을 평가할 때 단순히 정규직 여부와 같은 객관적 지표뿐만 아니라, 근로자가 자신의 고용 상태를 어떻게 인식하는지에 대한 주관적 지표를 모두 고려하여 다각도로 접근하였다. 이러한 종합적인 평가 방식을 통해 근로자의 고용 특성을 더욱 포괄적으로 파악할 수 있을 것이다. 기존의 연구들도 이런 맥락에서 절대 척도와 상대 척도, 객관적 척도와 주관적 척도를 포괄하여 고용의 질을 측정하였다(Standing, 2002; Bonnet et al., 2003; Ghai, 2005). 이에 따라 본 연구에서는 고용특성과 관련하여 단일지표나 객관적인 지표로 측정하기보다는 근로자의 주관성을 살필 수 있는 지표를 포괄하여 고용의 질을 측정하고자 하였다.
한편, 본 연구에서는 방하남 외(2007)의 기준을 따라서 고용의 질을 직무, 직업특성, 고용안정성, 경제적 보상, 숙련향상 및 발전가능성, 근무조건 및 작업환경, 참여 및 관계의 6영역으로 조작적 정의하였다. 방하남 외(2007)는 선행연구(Jencks et al, 1998; Bonnet et al, 2003; Ritter & Anker, 2002)의 고용의 질 지표를 기준으로 대분류, 소분류, 미시지표 등을 구성하고, 관련 전문가 의견조사를 이용하여 변수를 선별하였으며, 분석적 계층화 절차(AHP)를 사용하여 영역별 가중치를 조정하였다. 다만 방하남 외(2007)는 한국노동패널 8차 자료로만 분석가능한 변수를 포괄하고 있어 이들의 지표를 활용하기에는 무리가 있다. 이에 따라 본 연구에서는 방하남 외(2007)의 변수를 차용하되, 한국노동패널 조사항목 변화를 고려하여 각 영역 내의 일부 변수를 수정한 남춘호(2011)의 지표를 활용하였다(표 3).1)
표 3
고용의 질 지수 구성을 위한 영역 및 측정
| 상위영역 | 하위영역 | 사용변수 | 측정 |
|---|---|---|---|
| 직무, 직업 특성(J) | 직업위세 | Ganzeboom의 사회경제지수 사용 | |
| 고용안정성 (E) | 정규고용 | 상용직 여부 | 상용직=1, 임시, 일용직=0 |
| 고용안정성 | 고용안정성에 대한 만족도 | 매우불만 0 ~ 1 매우만족 | |
| 경제적 보상 (I) | 급여 | 임금수준 | 로그(월평균 임금) |
| 부가급여 | 부가급여 여부 | 각종 복리후생 제도 및 본인수혜 부여금이 있으면 1, 없으면 0 | |
| 숙련향상 및 발전가능성 (D) | 숙련향상가능성 | 현직장 습득 지식/숙련이 타 직장에서 유용한지 여부 | 기술 지식 및 습득 없음=0, 타 직장에서 무용=0.33, 부분적 유용=0.67, 똑같이 유용=1 |
| 승진가능성 | 개인의 발전가능성에 대한 만족도 | 매우 불만 0 ~ 1 매우만족 | |
| 근무조건 및 작업환경(C) | 근무시간 | 근무시간에 대한 만족도 | 매우불만 0 ~ 1 매우만족 |
| 작업환경 | 근로환경에 대한 만족도 | 매우불만 0 ~ 1 매우만족 | |
| 참여 및 관계(R) | 인간관계 | 의사소통 및 인간관계 만족도 | 매우불만 0 ~ 1 매우만족 |
| 참여/발언 | 노동조합 유무 | 노동조합 있음=1, 없음=0 |
영역별 변수를 살펴보면, 직무, 직업 특성에서의 직업위세는 “사회구성원들이 어떤 직업에 대해서 일반적으로 가지고 있는 권위, 중요성, 가치, 존경에 대한 인식 정도 또는 평가”를 의미하는데, 이에 대한 측정은 주로 응답자에게 직업명을 제시하고 각 직업에 대해 평가하게 한 후 그 점수를 환산해 사용하고 있다. 방하남 외(2007)에서 활용한 Ganzeboom의 사회경제지수는 OECD와 UNESCO에서 실시하고 있는 국제학생평가에 사용되는 등 국제적으로 공인된 사회경제적 지위로 알려져 있다. 고용안정성 영역에서는 객관적으로 현재 하고 있는 일을 계속 할 수 있는지를 판단하는 상용직 여부와 주관적으로 일을 계속 할 수 있다고 느끼는 고용안정성에 대한 만족도로 측정되었다. 경제적 보상은 급여와 부가급여인 객관적인 지표로 구성되어 있고, 숙련향상 및 발전가능성은 객관·주관적인 지표로 측정되었다. 숙련향상 가능성은 일을 하면서 업무능력이 향상되거나 그런 기회를 가질 수 있는 경우인지를 측정하고, 직장에서 자신의 승진(발전)가능성이 어느 정도 되는지에 대한 만족도를 측정한다. 근무조건 및 작업환경은 주관적인 지표로 측정되었는데, 근로시간의 경우 주당 평균 근무시간인 객관적 지표로도 측정 가능하나, 근로시간과 고용의 질이 반드시 정(+)의 효과가 있다고 간주하기 어렵기 때문이다. 또한 작업환경은 실내근무 여부, 오염물질 및 방사선 노출 빈도, 위험한 상태나 장비 노출 빈도 등을 통해서 측정될 수 있으나, 본 연구에서 활용하고자 하였던 한국노동패널조사에서는 이에 대한 정보를 제공하지 않기 때문에, 만족도로 측정하였다. 마지막으로, 참여 및 관계에서는 직장에서 개인의 의사를 피력하고 전달할 수 있는 정도로 조작적 정의되었으며, 노동조합 유무와 동료, 상사, 고객 등과의 의사소통 및 인간관계 만족도로 측정되었다.
일반적으로 관련 변수들을 종합하여 단일 지수를 구성하기 위해서는 단순합산법, 요인분석법, 가중치 부여 방법이 있으나, 본 연구에서는 남춘호(2011)가 제시한 영역별 가중치를 다소 조정하여 사용하였다.2) 우선 영역 내의 세부항목들은 가중치를 적용하기 전에 먼저 각 세부 영역 값이 최소 0에서 최대 1이 되도록 조정하였다. 이에 따라 5점 척도로 조사된 고용안정성에 대한 만족도, 개인의 발전가능성에 대한 만족도, 근무시간에 대한 만족도, 근로시간에 대한 만족도, 의사소통 및 인간관계 만족도는 0과 1 사이의 값을 가지도록 조정하였다. 또한 직업위세와 임금수준과 같이 연속형변수도 최대 1의 값을 가지도록 조정하였다. 한편, 상용직 여부, 부가급여 여부, 노동조합 유무는 이분형 변수로, 0과 1의 값을 그대로 사용하였다. 남춘호(2011)가 조정한 가중치를 바탕으로 구성한 단일지수 계산법으로 고용의 질 지수를 도출할 시, 최소 0에서 최대 100의 값을 가지게 된다.
다. 통제변수
본 연구에서 설정한 통제변수는 다음의 <표 4>와 같다. 우선 성별은 남성 1, 여성 0, 가구주 여부에서 가구주는 1, 비가구주는 0으로 설정하였다. 또한 교육수준은 중학교 이하인 근로자는 0, 고등학교 졸업 이상인 근로자는 1의 값을, 가구주의 혼인상태는 유배우자, 사별, 이혼, 별거 등의 기혼자는 1, 미혼은 0의 값을 부여하였다. 다음으로 취업가구원 수는 연속형 변수로 측정, 거주지역은 수도권(서울, 경기, 인천)은 1을, 그 외는 0으로 측정하였다.
표 4
통제변수 측정
| 변수명 | 세부지표 |
|---|---|
| 성별 | 남성=1, 여성=0 |
| 가구주 여부 | 가구주=1, 비가구주=0 |
| 교육수준 | 중학교 이하=0, 고등학교 졸업 이상=1 |
| 가구주 혼인상태 | 기혼(유배우, 사별, 이혼, 별거)=1, 미혼=0 |
| 취업가구원 수 | 취업가구원 수(연속형 변수) |
| 거주지역 | 수도권=1, 비수도권=0 |
3. 분석 방법
본 연구에서는 중년기 고용의 질에 따른 노년기 다차원 빈곤을 분석하기 위하여 집단중심추세방법(Group-Based Trajectory Model, GBTM)을 이용하여 시간에 따라 중년층의 고용의 질 지수에 따른 유형화를 실시하였다. 생애사건 연구에서 종단분석을 위한 연구 방법으로 잠재성장모형(Latent Growth Model, LGM)이나 성장혼합모형(Growth Mixture Model, GMM)은 자주 쓰이는 방법 중 하나인데, 집단중심추세모형은 개인의 모든 측정값을 몇 개의 집단으로 단순화시켜 간결한 유형화가 가능하고, 추정해야 할 모수가 적어 상대적으로 표본의 크기가 작은 경우에서 유용하다. 구체적으로 집단중심추세방법은 관찰된 데이터 내에서 유사한 궤적(trajectory)을 따르는 여러 하위집단을 식별하는 방법으로, 개인의 노동시장 이행의 전반적 경로모형을 동태적으로 유형화하기에 최적화된 방법이다(정성미, 2023). 특히 이 방법은 통계적 검정을 통해 집단의 수를 결정한다는 점에서 효율적인 방법이다(손연정, 김근주, 2018).
집단중심추세모형은 종속변수의 속성에 따라 궤적함수 추정의 방법이 달라진다. 종속변수가 연속형 변수이면서 최솟값, 최댓값이 정해져 있을 경우에는 절단정규분포(censored normal distribution), 사건의 발생 횟수(즉, 명목형 변수)에는 포아송 분포(poisson distribution), 이분형 자료일 경우 이항로짓분포(binary logit distribution)을 활용한다. 본 연구는 최솟값이 0, 최댓값이 100인 고용의 질 지수가 종속변수이기 때문에 절단정규분포를 활용하여 모형을 추정하였다. 이는 다음의 식과 같다.
종속변수 y는 고용의 질 지수에 관한 잠재변수이며 T는 시간, ϵ는 오차항으로 평균이 0이고 표준편차가 σ인 정규분포를 따른다. β0j, β1j, β2j, β3j는 궤적의 형태를 결정하는 계수를 의미한다. 즉 이들은 다항식 차수를 지정하는 수식인데, 변수의 평균값을 중심으로 상수항만 포함하는 모델(Intercept only), 일차함수(Linear), 이차함수(Quadratic), 삼차함수(Cubic)로 구분된다. 본 연구에서는 일차함수만을 고려한 모형과 이차함수까지 포함한 모형 모두를 고려하였으나, 모형적합도에 따라 이차함수까지 포함된 모형을 선택하였다.
한편, 집단중심추세모형은 분석 대상이 시간의 변화에 따라 다른 형태의 변화과정을 경험하는 몇 개의 집단으로 구성되어 있다는 가정에서 출발한다(민현주, 이수경, 2018). 이에 따라 개인이 집단에 속할 확률을 구해야 한다.
위의 수식에서 종속변수의 확률밀도함수 P(Yi)는 개인의 분석기간 동안의 고용의 질 지수의 확률을 의미하고, πi는 특정 집단에 소속될 확률을, Pj(Yi) 는 특정 집단에 소속된 개인의 종속변수인 Yi 의 확률을 나타낸다. 즉 종속변수의 확률밀도함수는 개인이 특정 집단에 소속될 확률과 특정 집단에 소속된 개인의 종속변수의 확률의 총합으로 표현될 수 있다. 더하여 pj(yjt)는 yjt가 개인의 이전 데이터와는 독립적이라는 것을 의미한다(Nagin, 2010).
집단중심추세모형으로 유형화를 실시할 때, 모형을 채택하는 방법은 다음과 같다. 첫째, 집단중심추세모형을 실시한 후, 각 집단 내 개인의 수가 전체 집단의 5% 이상이어야 한다. 둘째, 집단중심추세모형을 실시한 후에 각 집단에서 설정한 함수가 통계적으로 모두 유의해야 한다. 마지막으로, BIC 절댓값 차이의 자연로그값을 고려해야 한다. 일반적으로 1집단부터 시작하여 최적의 모형이 도출될 때까지 점차적으로 집단 수를 늘려가며 BIC의 값을 확인하여야 한다. 이 때, 집단의 수가 증가할수록 BIC의 절댓값이 계속해서 감소하는 경우가 있을 수 있는데, 이를 위하여 BIC 차이의 자연로그값을 기준으로 최적의 집단을 찾아야 한다. 일반적으로 log(BIC)의 값이 2~6이면 적정수준, 6~10이면 긍정적, 10을 초과하면 매우 강한 긍정으로 분류된다(표 5). entropy의 경우, 0.8 이상이면 유형 간 경계가 명확하게 구분됨을 의미하고, 1에 가까울수록 높은 모형적합도를 뜻한다.
마지막으로, 본 연구에서는 이러한 과정에 따라 도출된 집단이 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향을 분석하고자 하였다. 이를 위하여 다중회귀분석을 수행하였다.
Ⅳ. 연구 결과
1. 집단중심추세모형 분석 결과
가. 집단 수에 따른 최적 모형 선정
우선 본 연구는 분석 대상을 최적으로 집단화하기 위하여 1집단부터 7집단까지 고용의 질 지수를 바탕으로 유형화 분석 결과를 살피었으며 모형별 BIC 절댓값을 분석하였다. <표 5>를 보면 집단 수가 증가할수록 BIC가 지속적으로 감소하는 것을 볼 수 있는데, 각 집단별 5% 미만의 개인이 있는 그룹은 6집단부터로 도출되었다. 비록 entropy 지수가 상대적으로 낮게 도출되었지만 0.8 이상이었으며, BIC의 자연로그값과 BIC를 종합적으로 고려하였을 때, 본 연구에서는 5개 집단 모형이 최적의 모형으로 판단하였다.
표 5
최적 모형 선정을 위한 주요 결과
| 집단 수 | AIC | BIC | log(BIC) | entropy | loglikelihood | G<5% |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 18281.31 | 18287.43 | - | 1.000 | -18278.31 | 0 |
| 2 | 17420.73 | 17432.96 | 6.750 | 0.939 | -17414.73 | 0 |
| 3 | 17089.81 | 17108.16 | 5.783 | 0.904 | -17080.81 | 0 |
| 4 | 16893.34 | 16917.81 | 5.249 | 0.919 | -16881.34 | 0 |
| 5 | 16838.38 | 16792.05 | 4.834 | 0.908 | -16823.38 | 0 |
| 6 | 16706.61 | 16743.31 | 3.887 | 0.929 | -16688.61 | 1 |
| 7 | 16736.93 | 16779.75 | 3.596 | 0.857 | -16715.93 | 1 |
집단중심추세모형으로 적합한 궤적함수와 집단 수를 결정하면, 개인이 각 집단에 속한 사후배정확률(posterior probability)이 도출된다. 사후배정확률은 개인의 행동패턴에 가장 부합하는 경로의 집단에 확률적으로 배정된다. 다음의 <표 6>에 따르면, 본 연구에서는 모든 집단이 사후배정확률이 0.9 이상의 정확성을 갖는 것으로 나타났다.
표 6
유형에 따른 사후배정확률
| 집단 | 사례 수 | 사후배정확률 | 표본할당비율 | 추정비율 |
|---|---|---|---|---|
| 1유형 | 33 | 0.968 | 0.076 | 0.072 |
| 2유형 | 35 | 0.963 | 0.080 | 0.078 |
| 3유형 | 28 | 0.914 | 0.064 | 0.058 |
| 4유형 | 194 | 0.957 | 0.445 | 0.414 |
| 5유형 | 146 | 0.952 | 0.335 | 0.377 |
| 계 | 436 | - | 1 | 1 |
집단중심추세모형을 적용하여 중년기의 근로이력에 대한 집단화 분석 결과를 살펴보면 다음의 <그림 1>과 같다. <그림 1>의 가로축은 연 단위로 구분된 관찰시간을 나타내고 있고, 1시점은 50세 시점이며 10시점은 59세의 시점이다. 세로축은 각 집단의 고용의 질 지수를 나타내고 있는데, 0은 무직을 뜻한다.
각 집단은 50세부터 59세까지 고용의 질 지수에 따라서 분류된 집단으로, 집단의 특징에 따라 연구자가 임의로 명명하였다. 우선 가장 많은 비중을 차지하는 집단유형은 ‘중간안정형’으로 41.4%, 다음으로는 ‘높은 안정형’이 37.7%를 차지하며 안정적으로 노동시장에 있는 집단이 총 79.1%p인 것으로 나타났다. 중년기의 특성상 이미 자신의 안정적인 직업적 경로를 확립하였을 가능성이 높고 자녀 교육, 주택 마련 등 경제적 부담이 큰 시기이기 때문에 직업을 안정적으로 유지하려는 경향이 높을 수 있다. 이로 인하여 고용의 질 지수가 중간 이상이면서도 지속적으로 유지되는 것으로 해석된다.
시간의 흐름에 따라 노동시장에 진입하거나 퇴출하는 집단도 나타났는데, 그래프의 기울기에 따라 ‘급진변동형(7.8%)’, ‘급진퇴장형(5.8%)’, ‘점진퇴장형(7.2%)’으로 명명하였다. ‘급진변동형’은 노동시장에 2시점부터 진입하여 고용의 질 지수가 점차 상승하다가 8시점에서 40점대 진입 이후 고용의 질 지수가 급격하게 감소하였다. 이들은 노동시장에 진입은 하였으나, 정년퇴직 연령에 도달하기 전에 급하게 감소한 집단으로 설명된다. ‘급진퇴장형’은 ‘점진퇴장형’과는 다르게 노동시장에서 2시점 이후 고용의 질 지수가 급격하게 감소하는 집단이다. 이는 조기퇴직으로 인하여 노동시장에서 정년퇴직 이전에 중도퇴직한 것으로 여겨진다. 또한 ‘점진퇴장형’은 고용의 질 지수가 서서히 낮아지면서 퇴장하는 집단을 뜻하는데, 정년퇴직 직전 중장기적으로 노동시장에서 이탈하는 집단이다.
이러한 본 연구의 결과는 기존 연구의 결과와 유사한 맥을 보인다. 최혜지(2018)의 연구에서 고용불안정과 소득불안정을 모두 경험하는 중고령 노동자는 19.6%로 나타났고, 불안정 노동 위험이 없는 중고령 노동자는 30.4%로 나타났다. 또한 김유선(2024)의 연구에서 고령자가 생애 주된 일자리를 그만두는 평균 연령은 55.9세라고 도출되었으며, 준고령자(55~65세)에서 노동시장에서 근무하고 있는 자가 70.8%p로 나타났다. 더불어 이승호 외(2019)의 연구에서는 50대 초반까지는 비교적 높은 수준의 고용률을 보이며, 안정적으로 노동시장에 참여하는 근로자가 많으나, 50대 후반부터 노동시장에서 이탈된다고 보고하며 본 연구와 맥락을 같이하였다.
나. 집단중심추세모형의 집단에 따른 기초통계 분석
집단중심추세모형을 통해서 나타난 5개의 집단유형에 대한 기술통계 분석을 실시한 결과는 다음의 <표 7>에서 기술하였다. 아래의 모든 변수는 60세를 기준으로 추출한 변수이다.
표 7
기술통계분석 결과
| 단위: 명(%) | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 변수 | 전체 | 높은안정형 | 중간안정형 | 급진변동형 | 급진퇴장형 | 점진퇴장형 | |
| 성별 | 남성 | 214(49.1) | 112(76.7) | 82(42.3) | 6(17.1) | 8(28.6) | 6(18.2) |
| 여성 | 222(50.9) | 34(23.3) | 112(57.7) | 29(82.9) | 20(71.4) | 27(81.8) | |
| 가구주 여부 | 가구주 | 268(61.5) | 117(80.1) | 115(59.3) | 13(37.1) | 13(46.4) | 10(30.3) |
| 그 외 | 168(38.5) | 29(19.9) | 79(40.7) | 22(62.9) | 15(53.6) | 23(69.7) | |
| 교육 수준 | 중학교 졸업 이하 | 337(77.3) | 83(56.9) | 175(90.2) | 29(82.9) | 23(82.1) | 27(81.8) |
| 고등학교 졸업 이상 | 99(22.7) | 63(43.2) | 19(9.8) | 6(7.1) | 5(17.9) | 6(18.2) | |
| 혼인 여부 | 무배우자 | 15(3.4) | 3(2.0) | 8(4.1) | 1(2.9) | 0(0) | 3(9.1) |
| 유배우자 | 421(96.6) | 143(98.0) | 186(95.9) | 34(97.1) | 28(100) | 30(90.9) | |
| 취업가구원 수(평균(표준편차)) | 0.8(0.5) | 1.0(0.3) | 0.9(0.4) | 0.9(0.5) | 0.29(0.5) | 0.3(0.5) | |
| 거주 지역 | 수도권 | 198(45.4) | 70(48.0) | 85(43.8) | 17(48.6) | 12(42.9) | 14(42.4) |
| 비수도권 | 239(54.6) | 76(52.1) | 109(56.2) | 18(51.4) | 16(57.1) | 19(57.6) | |
| 고용의 질 지수(평균(표준편차)) | 45.5(19.2) | 65.8(7.2) | 43.2(6.7) | 21.0(9.3) | 24.4(5.9) | 9.0(4.3) | |
| 계 | 436(100) | 146(33.5) | 194(44.5) | 35(8.0) | 28(6.4) | 33(7.6) | |
각 집단별 주요 변인들의 특성을 살펴보면, 우선 ‘높은안정형’에서는 남성이 112명(76.7%), 여성이 34명(23.3%)로 남성이 월등히 많은 비중을 차지하였으나, ‘중간안정형’에서는 남성이 82명(42.3%), 여성이 112명(57.7%)로 비교적 유사한 분포를 보였다. 반면, ‘급진변동형’, ‘급진퇴장형’, ‘점진퇴장형’에서는 여성이 약 70% 이상을 차지하고 있었다. 일반적으로 노동시장 내에서 여성이 불안정 노동에 처해 있을 가능성이 높은 것으로 논의되고 있는데, 본 연구에서도 이러한 현상이 나타난 것으로 해석된다. 가구주와의 관계는 ‘높은안정형’에서 가구주인 경우가 117명(80.1%), 가구주가 아닌 경우가 29명(19.9%)를 차지하였고, ‘중간안정형’에서는 가구주인 경우가 115명(59.3%), 가구주가 아닌 경우가 79명(40.7%)로 ‘높은안정형’에 비하여 비교적 유사한 비중을 차지하고 있었다. 반면, ‘급진변동형’, ‘급진퇴장형’, ‘점진퇴장형’에서는 가구주가 아닌 경우가 가구주인 경우에 비하여 많은 분포를 차지하고 있었다. 이는 가구주의 경우, 생계를 부양하고 실질적으로 책임을 지고 있으므로 ‘높은안정형’과 ‘중간안정형’처럼 지속적이고 높은 수준의 고용의 질을 유지해야 하기 때문인 것으로 보여진다. 교육수준으로는 ‘높은 안정형’에서 중학교 졸업 이하가 83명(56.9%), 고등학교 졸업 이상이 63명(43.2)로 유사한 비율을 보였으나, ‘중간안정형’, ‘급진변동형’, ‘급진퇴장형’, ‘점진퇴장형’에서는 중학교 졸업 이하가 약 80% 이상으로 매우 높은 비중을 보였다. 통상적으로 노동시장 내에서 인적자본요인은 개인의 노동의 질을 결정하는 데에 매우 중요한 영향을 미치는 것으로 알려져 있다. 본 연구에서도 고용의 질 지수가 높으면서 이를 안정적으로 유지하고 있는 집단에 비하여 고용의 질 지수가 낮거나 노동시장 진입과 퇴출이 빈번하여 불안정한 집단의 교육수준이 더 낮은 것으로 나타났다. 혼인 여부는 모든 집단에서 배우자가 있는 경우가 대부분으로 나타났고, 취업가구원 수는 모든 집단에서 평균적으로 0.8명(SD=0.5)로 나타났다. 마지막으로, 거주지역은 모든 집단에서 수도권과 비수도권이 유사하였다. 마지막으로, 집단별 10년간 고용의 질 지수의 평균값을 살핀 결과, 높은안정형의 경우, 타 집단에 비하여 평균 65.8로 가장 높았으며, 중간안정형 43.2, 급진퇴장형 24.4, 급진변동형 21.0, 점진퇴장형 9.0 순으로 나타났다.
다음으로, 집단중심추세모형을 통해 도출된 집단별 다차원 빈곤은 아래의 <표 8>과 같다. 첫째, 소득빈곤에서는 극빈곤인 자가 27명(6.2%), 일반빈곤인 자가 82명(18.8%), 비해당인 자가 327명(75.0%)로 나타났다. ‘높은안정형’에서는 소득빈곤에 속하는 자가 7.6%p였으나, ‘중간안정형’, ‘급진퇴장형’, ‘점진퇴장형’에서는 소득빈곤이 약 30%p 이상으로 높게 나타났다. 둘째, 자산빈곤은 극빈곤인 자가 48명(11%), 일반빈곤인 자가 194명(44.5%), 비해당인 자 역시 194명(44.5%)로, 비해당인 자에 비하여 자산빈곤에 속한 자가 11%p 더 도출되었다. 특히 ‘높은안정형’ 역시 자산빈곤에 속한 자가 54.8%p로 높게 나타났으며, ‘급진변동형’을 제외하고 타 유형에서도 비해당보다 자산빈곤에 속한 자가 더 많이 나타났다. 이는 고용이 안정적이면서도 질 높은 고용 상태를 유지하고 있는 근로자임에도 불구하고 노년기의 자산형성이 충분히 이루어지지 않았음을 시사한다. 즉 고용의 질과 자산 축적 간의 직접적인 연관성은 반드시 보장되지 않으며, 노년기 자산형성을 위한 정책적 지원이 필요함을 보여준다. 셋째, 주거빈곤은 극빈곤인 자가 2명(0.5%), 일반빈곤인 자가 43명(9.9%), 비해당인 자가 391명(89.7%)로 비해당인 자가 월등히 많이 나타났다. 그러나 ‘중간안정형’에서는 주거빈곤인 자가 33.0%p로 나타나 타 유형에 비하여 주거빈곤인 자가 높게 나타났다. 넷째, 건강(의료)빈곤에서는 극빈곤인 자가 1명(0.2%), 일반빈곤인 자가 39명(8.9%), 비해당인 자가 396명(90.8%)로 나타났다. 모든 집단에서 비해당인 자가 약 80% 이상으로 높게 나타났다. 마지막으로, 사회적 관계망에서는 극빈곤인 자가 5명(1.2%), 일반빈곤인 자가 16명(3.7%), 비해당인 자가 415명(95.2%)로 비해당인 자가 월등히 높게 나타났다. 일반적으로 60세는 그보다 높은 연령층에 비해 사회적 활동을 활발히 유지할 가능성이 높다. 이에 따라 이들의 사회적 관계망에서 빈곤층의 수가 현저히 적게 나타난 것으로 해석된다.
표 8
집단중심추세모형 유형별 다차원 빈곤
| 단위: 명(%) | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 변수 | 전체 | 높은안정형 | 중간안정형 | 급진변동형 | 급진퇴장형 | 점진퇴장형 | |
| 소득 | 극빈곤 | 27(6.2) | 1(0.7) | 13(6.7) | 4(11.4) | 4(14.3) | 5(15.2) |
| 일반빈곤 | 82(18.8) | 10(6.9) | 55(28.4) | 2(5.7) | 9(32.1) | 6(18.2) | |
| 비해당 | 327(75.0) | 135(92.5) | 126(65.0) | 29(82.9) | 15(53.6) | 22(66.7) | |
| 자산 | 극빈곤 | 48(11.0) | 8(5.5) | 28(14.4) | 4(11.4) | 4(14.3) | 4(12.1) |
| 일반빈곤 | 194(44.5) | 72(49.3) | 85(43.8) | 11(31.4) | 13(46.4) | 13(39.4) | |
| 비해당 | 194(44.5) | 66(45.2) | 81(41.8) | 20(57.1) | 11(39.3) | 16(48.5) | |
| 주거 | 극빈곤 | 2(0.5) | 0(0) | 5(2.6) | 0(0) | 0(0) | 2(6.1) |
| 일반빈곤 | 43(9.9) | 25(17.1) | 59(30.4) | 10(28.6) | 7(25.0) | 3(9.1) | |
| 비해당 | 391(89.7) | 121(82.9) | 130(67.0) | 25(71.4) | 21(75.0) | 28(84.9) | |
| 건강(의료) | 극빈곤 | 1(0.2) | 0(0) | 0(0) | 0(0) | 0(0) | 1(3.0) |
| 일반빈곤 | 39(8.9) | 3(2.1) | 22(11.3) | 3(8.6) | 6(21.4) | 5(15.2) | |
| 비해당 | 396(90.8) | 143(98.0) | 172(88.7) | 32(91.4) | 22(78.6) | 27(81.8) | |
| 사회적 관계망 | 극빈곤 | 5(1.2) | 0(0) | 4(2.1) | 0(0) | 1(3.6) | 0(0) |
| 일반빈곤 | 16(3.7) | 4(2.7) | 8(4.1) | 0(0) | 1(3.6) | 3(9.1) | |
| 비해당 | 415(95.2) | 142(97.3) | 182(93.8) | 35(100) | 26(92.9) | 30(90.9) | |
| 다차원 빈곤의 총합(평균(표준편차)) | 2.2(1.3) | 1.8(0.8) | 2.4(1.4) | 2.0(1.2) | 2.8(1.6) | 2.5(1.6) | |
| 계 | 436(100) | 146(33.5) | 194(44.5) | 35(8.0) | 28(6.4) | 33(7.6) | |
한편, 본 연구는 소득, 자산, 주거, 건강(의료), 사회적 관계망을 합산하여 최소 0(비빈곤)부터 최대 10(빈곤)까지의 노년기 다차원 빈곤을 도출하여 종속변수로 투입하였다. 전체 대상자의 다차원 빈곤 평균은 2.2였으며, 급진퇴장형 2.8, 점진퇴장형 2.5, 중간안정형 2.4, 급진변동형 2.0, 높은안정형 1.8이었다.
2. 다차원 빈곤 결정요인 분석 결과
집단중심추세모형을 통해 도출된 집단이 노년기 빈곤에 미치는 영향을 분석하였고, 이는 다음의 <표 9>과 같다. 먼저 독립변수들 간의 다중공선성 여부를 확인하기 위하여 분산팽창계수(VIF)와 공차한계(TOL)를 분석한 결과, 분산팽창계수는 1.02에서 2.90으로 나타났고 공차한계는 0.345에서 0.985로 나타나 독립변수들 간 다중공선성의 문제는 없는 것으로 나타났다. 또한 Durbin-Watson 값을 확인한 결과, 결괏값이 1.89로 2에 근접하였으므로 자기상관이 존재하지 않아 다중회귀모형의 활용이 적합하다고 판단하였다.
표 9
집단중심추세모형을 통해 도출된 집단이 노년기 빈곤에 미치는 영향
| 변수 | B | SE | |
|---|---|---|---|
| 유형화 집단 (ref. 높은안정형) | 중간안정형 | 0.58** | 0.28 |
| 급진변동형 | 0.22 | 0.30 | |
| 급진퇴장형 | 0.67* | 0.31 | |
| 점진퇴장형 | 0.47* | 0.28 | |
| 성별(ref. 여성) | 남성 | -0.34 | 0.27 |
| 가구주 여부(ref. 그 외) | 가구주 | 0.825** | 0.24 |
| 교육수준(ref. 중학교 졸업 이하) | 고등학교 졸업 이상 | -0.29 | 0.16 |
| 혼인여부(ref. 무배우자) | 유배우자 | -1.62*** | 0.41 |
| 취업가구원 수 | -0.27* | 0.15 | |
| 거주지역(ref. 비수도권) | 수도권 | 0.17 | 0.14 |
| 상수 | 3.33** | 0.47 | |
| R-squared | 0.1588 | ||
| Root MSE | 1.3.21 | ||
| F | 6.46*** |
본 연구에서는 ‘높은안정형’을 기준변수로 하여 집단중심추세모형을 통해 도출된 집단을 독립변수로 투입하였다. 이러한 기준변수의 설정은 연구의 목적이 고용의 질적인 수준에 따른 상대적 취약성을 평가하는 데에 있기 때문이다. 본 연구에서의 ‘높은안정형’은 고용의 질 지수가 가장 높고 노동시장 참여의 안정성이 가장 확고한 집단이므로, 다른 집단의 상대적 빈곤 위험도와 격차를 명확하게 파악할 수 있다. 또한 본 연구에서는 집단별 빈곤 가능성의 패턴과 차이를 실증적으로 규명하기 위함이다. 즉 세분화하여 구분된 고용의 질적 수준에 따라 빈곤 위험이 차등적으로 나타난다는 점을 실증적으로 입증하고자 하였다.
주요 분석 결과를 살펴보면, ‘높은안정형’에 비하여 ‘급진퇴장형’(B=.67)이 노년기 다차원 빈곤에 속할 가능성이 다른 집단에 비하여 가장 높았으며, ‘중간안정형’(B=.58), ‘점진퇴장형’(B=.47)이 순서대로 노년기 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높았다. 이는 ‘급진퇴장형’이 노년기에 접어들면서 빈곤에 직면할 위험이 다른 특징의 노동자에 비하여 높다는 것을 시사하며, 각 집단의 특성을 고려한 차별적 정책 접근이 필요함을 시사한다. ‘급진퇴장형’은 상대적으로 이른 시기에 노동시장에서 급격히 퇴장한 집단으로, 경제활동 기간이 짧아 소득 축적이 충분하지 않았거나, 연금 등 사회적 안전망의 혜택을 제한적으로 받을 가능성이 높다. ‘점진퇴장형’의 경우 점진적으로 고용을 줄이면서 노동시장에서 퇴장한 집단으로, 이 과정에서 충분한 소득 대체 수단을 마련하지 못했거나, 기존 소득이 노년기 생계를 유지하기에 부족했을 가능성이 있다. 또한 노동시장에서의 퇴장이 상대적으로 늦었음에도 불구하고, 노년기에 빈곤 위험을 완전히 피하지 못한 결과로 볼 수 있다. 따라서 이러한 결과는 고용 경로의 차이가 노년기 다차원 빈곤에 중요한 영향을 미치며, 특히 조기 퇴장과 같은 불안정한 고용 경로가 빈곤 가능성을 증가시킨다는 점을 시사한다. 이는 안정적인 고용과 충분한 소득 축적, 그리고 노동시장에서의 점진적 이행이 노년기 빈곤을 완화하는 데 중요한 역할을 한다는 점을 뒷받침한다. 특히 ‘높은안정형’에 비하여 비록 ‘급진변동형’ 이 통계적으로 유의하지 않았으나, 고용의 안정성이 낮은 집단에서 유의한 결괏값이 도출되었다는 본 연구의 결과는 중년기 고용의 질이 노년기 다차원 빈곤에 지대한 영향을 미친다는 것을 의미한다. 더하여 ‘높은안정형’에 비하여 ‘중간안정형’이 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높다는 점으로 말미암아, 안정적으로 노동과 더불어 고용의 질이 향후 빈곤에 지대한 영향을 미칠 수 있음을 시사한다. 즉 단순히 노동시장 진입과 퇴출이 빈곤에 영향을 미친다는 것보다는 어떤 노동시장에 진입하였는지에 따라 빈곤 결정은 달라질 수 있다. 이에 다른 인구집단에 비해 노동시장 정책이 미비한 중년층의 고용의 질을 높이기 위한 사회적 정책이 필요하다.
통제변수로 가구주인 자가 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높은 것으로 나타났다. 일반적으로 가구주는 가구의 생계를 부양하는 역할을 이행하기 때문에 다차원 빈곤에 속하지 않을 수 있다. 그러나 본 연구에서 60세, 즉 고령자를 대상으로 분석을 실시할 시, 혼자 살고 있을 가능성이 높기 때문에 가구주일 때 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높은 것으로 여겨진다. 또한 배우자가 없는 자일수록, 취업가구원 수가 적을수록 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높은 것으로 나타났다. 본 연구의 분석 대상인 60세의 경우, 자녀들이 대부분 취업을 하거나 독립을 하였을 시기로 여겨진다. 이에 따라 배우자가 없거나 가구원 수가 적을수록 혼자 거주하거나 취업가구원 수가 적다는 의미로 해석되기 때문에 이러한 결과가 도출된 것으로 보여진다. 그러나 성별, 교육수준, 거주지역은 통계적으로 유의미하지 않았다. 일반적으로 여성노인이 남성노인에 비해서 빈곤하다는 이론적 논의가 주로 이루어져 왔기 때문에 본 연구의 결과를 일반화하기엔 제한이 있다.
Ⅴ. 결론
본 연구는 생애과정 관점에 따라 중년기 근로이력이 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향을 살피고자 하였다. 이에 따라 50~59세의 고용의 질이 노년기 다차원 빈곤에 미치는 영향을 분석하였다. 본 연구의 주요한 결과는 다음과 같다. 첫째, 집단중심추세모형을 통해 도출된 집단은 ‘높은안정형’(37.7%), ‘중간안정형’(41.4%), ‘급진변동형’(7.8%), ‘급진퇴장형’(5.8%), ‘점진퇴장형’(7.2%)으로 나타났다. 둘째, 집단중심추세모형을 통해 도출된 집단을 독립변수로 설정하여 노년기 빈곤과의 관계를 실증적으로 분석하기 위하여 다중회귀분석을 실시한 결과, ‘높은안정형’에 비하여 ‘급진퇴장형’, ‘중간안정형’, ‘점진퇴장형’이 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높게 나타났다. 특히 ‘중간안정형’은 고용의 질 지수가 ‘높은안정형’에 비하여 다소 낮긴 하나, 꾸준히 노동시장에 머물러 있었음에도 불구하고 다차원 빈곤에 속할 가능성이 유의하게 높았다. 더불어 ‘급진퇴장형’은 조기은퇴 등으로 인하여 노동시장에서부터 빠르게 퇴출되는 유형으로 노년기 빈곤에 속할 가능성이 다른 집단에 속할 가능성이 상대적으로 높다는 것으로 말미암아 이들을 노동시장에 최대한 오래 머물 수 있도록 하는 정책이 필요하다. 이러한 본 연구의 분석 결과는 중년층의 안정적인 고용과 높은 고용의 질 지수를 유지하도록 도모하는 정책이 노년기 다차원 빈곤을 예방할 수 있다는 점을 시사한다. 마지막으로, 가구주가 아닐수록, 유배우자일수록, 취업가구원 수가 적을수록 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높았다. 이를 바탕으로 하는 본 연구의 정책적 제언은 다음과 같다.
첫째, 중년층의 고용 안정성을 강화하는 정책이 필요하다. 분석 대상이 중년층인만큼 안정적인 고용을 유지하고 있는 집단이 79.1%p로 가장 높은 비중을 차지하였다. 그러나 분석 대상 중 20.9%p는 불안정한 고용에 처해있으며, ‘급진퇴장형’과 ‘점진퇴장형’에 속한 13.0%p는 약 55세 시점에서 노동시장에서 퇴출되었음을 확인하였다. 통계청이 2024년에 발표한 경제활동인구조사 고령층 부가조사를 살펴보면, 가장 오래 근무한 일자리를 그만둔 평균 연령은 52.8세로, ‘사업부진, 조업중단, 휴폐업(29.1%)’, ‘건강이 좋지 않아서(19.1%)’ 등 비자발적인 이유가 약 절반을 차지하였다(통계청, 2024). 중년기는 가족 내에서 자녀와 부모에 대한 부양 부담을 짊어지고 있는 샌드위치 세대이다. 특히 이들이 노동시장에서 빨리 퇴출된다면 직장생활과 가족부양의 역할만을 수행하다 정작 자신들의 노후는 제대로 준비하지 못한 채 은퇴를 맞이할 가능성이 있다. 이에 따라 중년기의 불안정 고용은 곧 가계의 소득불안정과 노후준비 미비로 연결될 수 있으며, 향후 노년기의 다차원 빈곤 가능성을 높일 수 있다. 이에 대한 대안으로 임금피크제의 활성화와 고용불안정을 경험하는 근로자에 대한 고용연장 장려금 제도를 제안한다. 우선 현재 우리나라는 중년층이 정년까지 노동시장에 남아있을 수 있도록 임금피크제를 실시하고 있다. 임금피크제는 일정 연령에 도달한 근로자의 임금을 단계적으로 삭감하는 대신 정년을 보장하는 제도로, 근무시간과 임금을 점진적으로 줄이는 방식으로 이루어진다. 이 제도는 근로자에게 해고로 인한 경력단절을 방지하고, 기업에는 감축된 인건비로 숙련된 인력을 계속 활용할 수 있는 장점을 제공한다. 본 연구 결과에 따르면, ‘급진퇴장형’이나 ‘점진퇴장형’과 같이 노동시장에서 조기은퇴하거나 점진적으로 이탈하는 집단이 다른 집단에 비해 노년기 다차원 빈곤에 속할 가능성이 가장 높은 것으로 나타났다. 이를 바탕으로, 임금피크제와 같은 정책적 지원을 강화하여 중년 근로자가 노동시장에서 점진적으로 은퇴할 수 있도록 지원하는 방안이 필요하다. 더불어 우리나라는 정년연령을 60세 이상으로 법제화하고 있으나, 본 연구의 결과로 약 55세 시점부터 고용의 질 지수가 낮아지거나 노동시장에서 퇴출되는 등 고용변동성이 심화되는 것을 볼 수 있다. 이에 따라 만 55세 이후 고용변동성이 높아지는 비정규직, 중소기업 근로자 등을 대상으로 고용안정성을 지원할 수 있는 정책을 운영할 수 있겠다. 가령 우리나라에서는 2023년까지 만 50세 이상 실업자를 6개월간 고용했을 때, 신중년 적합직무에 고용하는 사업주에게 인건비를 지원하여 신중년 고용 창출을 목표로 하는 ‘신중년 적합직무 고용장려금 지원제도’가 있었다. 비록 현재는 운영되고 있지는 않으나, 실업자의 노동시장 진입과 더불어 비정규직에서 정규직 전환, 계약기간 연장 등 고용형태 개선과 연계한다면 노동시장에서의 고용안정성을 높이는 데 기여할 수 있을 것이다. 특히 단순노무자, 판매서비스업, 농어업 종사자나 중소기업 종사자 등은 기존 연구에서 조기은퇴의 가능성이 높다고 알려져 있다(손종칠, 2010; 현옥주, 2023). 향후 심도 깊은 연구가 필요하나, 조기은퇴 가능성이 높은 업종에 종사하는 중년층을 선별하여 안정적인 직무 전환을 돕거나, 고용안정성을 제공하는 중소기업에 지원금을 제공하는 등으로 중년기 고용안정성을 제고할 수 있겠다.
둘째, 중년기 근로자의 고용의 질 지수를 높이기 위한 정책이 필요하다. 본 연구의 결과로 말미암아 ‘높은안정형’에 비하여 ‘중간안정형’도 노년기 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높게 나타났다. 즉, 고용안정성이 보장되어 있더라도 충분한 소득 축적이나 적절한 고용 조건을 갖추지 못한 경우 노년기 빈곤에 영향을 미칠 수 있음을 시사한다. 중년기 근로자의 고용의 질 지수를 높이기 위해서는 고용안정성, 경제적 보상, 숙련향상 가능성, 발전가능성, 근무조건, 참여 및 관계 등 다양한 방면에서의 노력이 필요하다. 특히 이들의 기술과 지식을 개발하고 활용하는 것이 중요하며, 이를 위해 전문적 또는 기술적 교육을 받을 기회를 제공해야 한다. 중년기라는 시기상 인적자본을 축적하는 것은 쉽지 않지만, 정년 연장이 논의되고 있는 현 시점에서 이들이 노동시장에 더 오래 남아 있을 가능성을 고려하였을 때 인적자본을 향상시키는 노력이 필요하다. 본 연구에서 ‘중간안정형’, ‘급진변동형’, ‘급진퇴장형’, ‘점진퇴장형’은 중학교 졸업 이하인 자가 80% 이상으로 높았다. 이를 바탕으로 중년층이 필요로 하는 역량을 개발할 수 있도록 제도적 토대를 마련하고, 인적자본을 높이는 데 실질적으로 도움을 줄 수 있는 환경을 조성하는 노력이 필요하다. 우선, 중년층을 대상으로 하는 재교육 및 직업훈련프로그램이 확대되어야 한다. 현재 우리나라에서 직업훈련프로그램과 관련된 대표적인 정책은 국민취업지원제도이다. 그러나 2023년 국민취업지원제도의 참여자 특성을 고려하면, 18세에서 34세 청년은 71.1%이었던 데에 비하여 50세에서 59세의 중년층은 7.9%로 그 비율이 매우 적다. 특히 중년층은 다른 인구학적 집단과는 다른 성격의 직업훈련프로그램이 필요하다. 가령 청년층을 대상으로 하는 직업훈련프로그램은 직업탐색이나 기초교육이 필요하지만, 중년층의 경우 경력전환에 따른 기존 직무와의 불일치 최소화시킬 수 있는 직무교육이 제공될 필요가 있다. 이에 더하여 기존의 직업능력을 유지하며 근로자의 숙련도를 향상시킬 수 있는 프로그램이 운영될 필요가 있다. 이에 따라 중년층의 상황과 욕구에 걸맞는 직업훈련프로그램의 개발 및 중장년층의 참여자 수 증진이 필요하다. 다음으로, 우리나라에서는 최근 한국폴리텍대학’, ‘중장년 행복캠퍼스’, ‘중장년 기술창업센터’ 등 여러 기관에서 다양한 자격증 과정과 기계, 전기, 정보통신 등의 정규과정을 제공하고 있다. 그러나 아직까지는 남성 중심의 직업을 위한 교육이나 단순일자리를 위한 자격증 과정이 대부분이다. 이에 베이비부머의 수준과 수요를 고려하여 다양한 분야에서의 교육과정이 마련될 필요가 있다. 마지막으로, 이들을 대상으로 하는 장학금 정책을 확대할 필요가 있다. 우리나라에서 대학등록금은 주로 청년들을 대상으로 형성되어 있다. 중년층 역시 경력전환과 능력개발을 위하여 고등교육을 받을 수 있다는 점을 염두해두어 장학금 혜택에 연령 범위를 넓힐 필요가 있겠다.
셋째, 고용궤적별 차별화된 정책 접근이 필요하다. 가령 ‘급진퇴장형’과 같은 고용궤적의 특성상 조기은퇴로 인하여 연금혜택을 충분히 누리지 못하거나 소득 축적이 제한될 가능성이 있다. 특히 ‘급진퇴장형’은 조기은퇴 이후 노동시장에 재진입하지 못하는 구조적 문제를 보여주는 집단이며, 이들이 노년기 다차원 빈곤에 속할 가능성이 가장 높은 것으로 보아 노동시장에서 비자발적으로 퇴출되었을 가능성이 높다. 현재 우리나라에서는 비자발적으로 실직한 근로자에게 최소 120일부터 최대 270일까지 급여를 지급하여 생활 안정을 돕고 재취업 기회를 제공하는 실업급여 제도가 운영되고 있다. 그러나 중년층은 부모를 부양하고 자녀를 돌봐야 하는 경제적 부담이 크기 때문에, 실업급여만으로는 충분한 소득 보전이 어려운 상황이다. 이에 따라 실업급여 수급자의 부양가족 수, 가구자산, 가구소득 등을 종합적으로 고려하여 지원금을 차등 지급하는 방식으로, 단기 소득 보전을 강화하여 보다 효과적인 지원을 제공할 필요가 있다.
넷째, 노년기의 빈곤을 예방하기 위하여 중년기부터의 정책적 개입이 필요하다. 생애과정 관점에서 중년기는 문턱에 낀 상태로(오제은, 2013), 다른 인구학적 집단에 비하여 정책적 논의 대상에서 제외되었기 때문에 아직까지 우리나라에서 중년층을 대상으로 하는 정책적 지원은 미비한 수준이다. 그러나 중년기의 자산관리가 곧 노년기의 빈곤에 어느 인구학적 집단보다 직접적인 영향을 미친다는 점을 고려할 때, 이들을 위한 개입이 필요하다. 특히 본 연구의 기초통계분석에 따르면, 소득빈곤, 자산빈곤, 주거빈곤, 건강빈곤 중에서 자산빈곤의 비중이 가장 높게 도출되었다. 이에 따라 중년층을 위한 자산형성 프로그램이 필요하다. 가령 우리나라에서는 청년을 대상으로 ‘청년도약계좌’나 ‘청년저축계좌지원금’ 등 결혼, 주택마련, 출산 등 목돈이 필요한 시기를 대비하여 정책적으로 지원하고 있다. 구체적으로, 청년도약계좌는 개인소득 연 6,000만원 이하이면서 가구소득이 중위소득의 180% 이하인 청년을 대상으로 실시하고 있다. 이와 마찬가지로 중년기 근로자를 대상으로 개인소득과 가구소득에 대한 일정한 기준을 마련하여 중년층의 노년기 빈곤 진입을 예방할 수 있는 자산 형성 측면의 정책적 지원이 필요하다.
마지막으로, 여성노인의 빈곤화를 방지하기 위한 대책이 필요하다. 본 연구의 분석 결과에서 성별은 다차원 빈곤 결정요인에 통계적으로 유의미하진 않았다. 그러나 ‘중간안정형’, ‘급진퇴장형’, ‘점진퇴장형’이 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높게 나타났고, 이들에서 여성의 빈도가 높게 나타났다는 점을 감안하였을 때, 여성이 다차원 빈곤에 속할 가능성이 높게 나타난다는 결과로 해석될 여지가 크다. 비록 본 연구는 50세부터 59세의 근로이력을 살펴 이전의 이력은 확인하지 못하였으나, 그간의 선행연구에서 출산과 육아 등으로 인한 여성의 경력단절을 실증적으로 분석한 바 있다(민현주, 2012; 김난주, 2016; 은기수, 2018). 여성의 짧은 경제활동 기간은 이들의 자산축적을 제한하기도 하지만, 다른 한편으로는 노년기의 주요 소득인 국민연금 수급에도 영향을 미칠 수 있다는 점을 의미한다. 이에 따라 노년기 여성의 빈곤을 예방하고 경제적 안정을 보장하기 위해서는 이들의 경력단절을 최소화할 수 있는 제도적 지원과 더불어 안정적으로 노후를 대비할 수 있는 사회보장 제도의 강화가 요구된다.
한편, 본 연구는 노년기 다차원 빈곤을 1개년도의 자료로 살피었다는 점에서 한계가 있다. 일반적으로 빈곤은 장기적인 관점에서 심도와 기간을 함께 고려해야 한다. 그러나 본 연구에서는 50세부터 59세까지의 근로가 60세의 다차원 빈곤에 미치는 영향을 확인하였고, 여러 코호트를 결합하여 분석을 실시하였다. 이에 따라 빈곤의 심도와 기간을 함께 고려한다면 현재의 60세와 동떨어진 코호트를 분석할 수 없어 최대한 다차원 빈곤의 분석기간을 좁혔다. 이에 후속연구에서는 근로이력에 대한 연령 범위를 좁히고 빈곤을 살피는 자료의 범위를 늘려 빈곤을 보다 심도 깊게 고찰할 필요가 있겠다.
그럼에도 불구하고 본 연구는 다음과 같은 점에서 한계가 있다. 첫째, 기존 연구들은 주로 고용을 단일 지표로 살피어 포괄적으로 접근하는 노력이 부족하였다. 본 연구에서는 고용의 질을 여러 지표로 구성하였고, 객관 및 주관적 지표를 통합적으로 살피어 중년기 고용특성을 보다 다각적인 관점에서 살피었다. 둘째, 개인의 고용궤적을 단순히 상용·임시·일용·무직 등으로 구분한 것이 아니라, 고용안정성과 변동성을 종합적으로 고려하여 5개의 집단으로 분류하였다. 이러한 집단 분류를 통해 고용 경로의 이질성을 반영하고, 각 집단별 특성이 빈곤위험에 미치는 차별적 영향을 규명하였다. 셋째, 기존 연구는 소득의 관점에서 빈곤에 초점을 맞추었던 반면, 본 연구에서는 소득, 자산, 주거, 건강(의료), 사회적 관계망 등을 살피면서 노년기 빈곤의 복합적 특성을 심층적으로 살피었다. 결론적으로, 본 연구는 중년기 고용궤적과 노년기 다차원 빈곤 간의 구조적 관계를 장기적으로 규명하였다는 점에서 의의가 있다.
Notes
예를 들어, 방하남 외(2007)에서는 참여/발언 영역을 ‘노조 및 노사협의회 혹은 기타 의사소통 통로 유무’로 조작적 정의하였으나, 남춘호(2011) 에서는 ‘노동조합 유무’로 조작적 정의 하였다. 또한 방하남 외(2007)는 직무, 직업 특성에서 자율성 및 권한 영역을 구성하여 ‘노동조합 및 노사관계’ 부가 자료로 분석하였으나, 남춘호(2011)는 자료의 가용성을 고려하여 이를 제외하였다.
References
, , & (2017). Biodiversity effects in the wild are common and as strong as key drivers of productivity. Nature, 549(7671), 261-264. [PubMed]