1. 안정적 일자리의 정의

안정적 일자리를 정의하기 위한 노력은 1970년대의 이중노동시장이론과 분단노동시장이론으로부터 시작되었다. 이들 이론은 정규·비정규의 고용 형태나 기업의 규모 등을 중심으로 노동시장이 내부자와 외부자로 이중적으로 구분되어 있다고 설명한다. 노동시장이 강력한 노동조합을 배경으로 독점적 지대를 누리는 대기업 정규직(내부자)과 동일한 노동을 하지만 정규 노동자의 절반 수준에 불과한 임금을 받거나, 노동조합에 가입해도 목소리를 내기 어려운 비정규 노동자(외부자)의 이중구조로 구분되어 있다는 이론이다(황수경, 2003). 노동시장 이중구조론은 노동시장의 경직성을 설명하는데, 1차 노동시장에 속한 근로자는 시장경쟁으로부터 기업의 내부 관리체계에 의해 보호를 받아 설령 동일한 자질을 가진 노동자라도 2차 노동시장에 진입하면 1차 노동시장으로의 이동에 제약을 받고 상대적으로 낮은 임금, 불안정한 고용 상황을 감수해야 하는 상황으로 귀결된다(안상훈 외, 2015).

이후 유럽 국가들에서는 기술변화에 따른 기계에 의한 숙련의 대체, 세계화가 진행되며 노동법에 의한 근로자 보호의 한계, 서비스 부문의 증가로 저임금·저숙련 노동이 증가하였다는 주장이 제기되었다. 이러한 노동시장의 변화를 반영하여 최근에는 불안정 노동(precarious work)이라는 개념이 논의되고 있다. 불안정 노동은 국제적으로 빈번하게 사용되는 개념이지만 학자마다 다르게 정의하고 있어 안정적 일자리를 단일 개념으로 규정하기 어려운 측면이 있다. Oesch(2003)는 불안정 노동이 안정적인 임금, 인센티브 등 부가 혜택, 노동조합 가입, 교육 및 재훈련 기회 등과 노동자의 숙련도에 따라 정의된다고 설명하였다. 또한 Kalleberg(2009)는 고용이 불안정하고, 예측이 불가하며, 위험한 상태를 불안정 노동이라고 정의하였고, Emmenegger et al.(2012)은 이에 대하여 다양한 고용관계가 등장하면서 고용과 실직의 위험 정도를 표준화할 수 없고, 노동의 불안정성이 개별화되었다고 설명하였다. Kroon과 Paauwe(2014)는 불확실한 고용의 지속가능성, 체계적이지 않은 교육 및 훈련, 노동조합의 낮은 협상력, 저임금을 불안정 노동이라고 정의하였다(정세정, 2019 재인용). 강남훈(2013)은 불안정 노동이란 낮은 직업안정성, 저임금, 사회보장제도(사회보험)의 보호 부재, 저숙련, 노동조합이 없는 노동이라고 정의하였다. 불안정 노동에 관한 다양한 개념적 논의를 종합적으로 고려할 때, 불안정한 일자리는 고용계약의 형태, 임금 및 소득, 사회적 보호에서의 불확실성으로 정의할 수 있다(백승호, 2014).

2. 청소년기 빈곤이 청년기 노동시장 성취에 미치는 영향

이 연구는 성인 초기인 청년기의 노동시장 성취에 주목한다. 청년층의 노동시장 성과는 취업, 일자리의 안정성, 노동의 가격을 반영하는 임금수준 등 다양하게 측정될 수 있다. 이러한 청년기 노동시장 성과를 설명하는 이론적 관점은 크게 두 가지로 구분될 수 있다.

첫째, 인적자본이론에 의하면 임금수준은 근로자의 교육, 기술 수준에 의하여 결정되는데(Becker & Thomes, 1986), 인적자본 수준이 낮을수록 낮은 임금을 받게 된다는 것이다. 만약 적절한 인적자본을 갖추지 못할 경우, 노동시장에서 주변부로 밀려나 저임금과 높은 고용 불안정에 직면할 수 있다. 이러한 인적자본 수준은 인적자본을 산출하는 투입 자원인 원가구소득 혹은 부모소득에 의하여 결정된다(변금선, 2015). 부모의 경제적 자원에 따라 자녀에 대한 투자의 정도가 상이하고, 이 투자의 정도에 따라 개인의 인적자본 수준에 차이가 발생한다. 즉 빈곤가구는 경제적 자원(economic resources)이 매우 한정적인 관계로 자녀의 인적자본 투자를 위한 기회비용이 매우 높다(구인회, 2003). 가용할 수 있는 경제적 자원이 매우 한정적이라면 생존을 위한 필수적인 소비활동이 자녀를 위한 인적자본 투자보다 우선시 되기 때문이다. 청소년기 원가구의 낮은 소득은 자녀가 성장했을 때 경제활동, 임금수준 등에 부정적인 영향을 미치며, 이러한 영향은 교육수준이라는 인적자본을 통해서도 나타난다. 실례로 2024년 1/4분기 가계동향조사 결과에 따르면, 고소득 가구의 월평균 교육 지출은 전체 소비지출의 12.1%를 차지하였으나, 저소득 가구의 교육 지출은 전체 소비지출의 2.5%에 불과하였다. 이러한 현실은 원가구의 경제적 자원이 자녀의 인적자본 형성 기회를 제한하거나 확장시키는 주요한 요인으로 작용하며, 인적자본 형성 기회는 청년기의 노동시장 성과에까지 지대한 영향을 미친다는 점을 시사한다.

둘째, 생애과정 관점에서 발현성인기(emerging adulthood)라고 알려진 청년기는 자신의 정체성을 찾아가며 불안정성을 경험하는 시기로 볼 수 있다(Arnett, 2000). 청년기는 개인의 생애과정에서 중요한 시기로 여겨지는데, 청년기가 아동·청소년기 이후, 그리고 성인기 전 단계이기 때문에 해당 시기에 달성하는 성취가 이후의 삶에 중대한 영향을 미치기 때문이다. 즉 청년기 노동은 곧 자신에게 적합한 직업을 탐색하는 과정이면서 자신의 일자리보다 더 나은 일자리로 옮겨가는 과정이기도 한다(김경아, 2008; 이다윗, 2018). 특히 청년기의 낮은 노동시장 성과는 이후 노동생애 전반에 영향을 미치며, 초기 경력은 노동생애에 상처 효과(scarring effect)로 작용할 수 있다(이병희, 2022; 변금선, 2013). 상처 효과(scarring effect)는 청년기의 실업, 불안정 고용, 저임금 등의 부정적 노동경험이 일시적 현상에 그치지 않고, 이후 임금 수준, 고용 안정성, 경력 발전 등에 지속적이고 누적적인 부정적 영향을 미치는 것을 의미한다(Arulampalam, 2001). 가령 청년기에 비정규직으로 노동시장에 진입할 경우, 이후 정규직 전환의 어려움, 낮은 임금 상승률, 제한된 훈련 기회 등으로 이어질 수 있으며, 시간이 지날수록 정규직으로 출발한 동년배와의 격차가 더욱 벌어지게 된다.

3. 실증연구 검토

1. 분석자료 및 분석대상

이 연구는 한국노동연구원의 한국노동패널조사(KLIPS)를 사용한다. 한국노동패널조사는 1998년 1차 조사를 시작으로 도시지역에 거주하는 한국의 5,000 가구와 가구원을 대표하는 패널 표본 구성원을 매년 조사하고 있으며, 2025년 기준 26차(2023년) 자료까지 공개되었다. 이 연구는 1985년~1989년생이 15세~18세에 경험한 빈곤 여부가 19세에서 34세까지 안정적 일자리 취업에 미치는 영향을 확인한다. 출생 코호트별로 15세부터 18세, 19세부터 34세에 해당하는 차수의 데이터를 매칭하여 분석자료를 구축하였다. 한편, 청년기 종단데이터를 구축할 때 발생하는 패널 유실(panel attrition)로 인한 한계를 보완하기 위해 결측을 허용한 불균형 패널데이터를 구축해 분석하였다. 우리나라 남성은 군복무로 인해 일시적으로 조사에 응답하지 못하는 경우가 발생하고, 청년기는 다른 세대보다 결혼이라는 생애 사건이 발생하는 시기로 원가구와 분가하면서 패널 유실이 발생할 가능성도 크다. 따라서 균형패널을 구축할 경우, 다수의 사례가 분석대상에서 제외되므로 최소 관측 횟수를 2회 이상으로 설정해 전체 관측기간 중 일시적으로 응답하지 않은 사례도 분석대상에 포함해 분석하였다.

이 연구는 다음과 같은 방법으로 분석자료를 구축하였다. 첫째, 분석대상자의 최종학력 졸업 시점을 기준으로 데이터를 재구성하였다. 시간은 졸업 후 경과 기간으로 졸업 첫해부터 1년으로 시작하는 졸업 후 경과기간 변수이다. 최종학력은 관찰된 데이터 내에서 마지막 시점에 졸업하였다고 응답한 학력을 의미한다. 둘째, 졸업 후 초기 노동시장 성과를 확인하고, 관찰 기간이 짧은 응답자로 인한 데이터의 편향을 최소화하기 위해 최종학력 졸업시점부터 최소 2번 이상 관측되고, 졸업 후 경과 기간이 3년 이하인 응답자를 대상으로 분석하였다.²⁾ 셋째, 고용주, 자영업자, 무급가족종사자는 제외하였다. 이는 불안정 노동의 지표가 임금근로자를 기준으로 정의되어 있어, 동일한 기준을 고용주, 자영업자, 무급가족종사자에게 적용하는 데에는 한계가 있기 때문이다. 특히 고용주나 자영업 선택이 생애 노동에 영향을 미칠 수 있다는 기존 연구 결과(성지미, 2011)를 바탕으로 한 번이라도 고용주나 자영업자로 분류되었다면 이들을 제외하였다. 마지막으로, 본 연구에서는 관측 횟수가 10번 이상인 분석대상 중에서 한 번도 취업하지 않은 8명(분석대상의 1%)은 제외하였다. 이 연구는 청년의 초기 노동시장 경험에 영향을 미치는 요인을 확인하는데, 관측기간 동안 취업하지 않은 것이 개인의 선호와 같은 내적 요인에 기인한다면 주요 변수에 내생성을 초래하여 연구결과의 타당성과 신뢰성에 영향을 미칠 수 있기 때문이다.

한편, 본 연구에서는 가용한 데이터의 조사 시점이 응답자별로 상이하다. 이는 연도별로 조사된 자료를 개인의 졸업시점을 기준(t)으로 t부터 t+3까지 총 3년의 개인-졸업경과기간 자료로 재구성하였기 때문이다. 최종 학력을 취득한 시점과 연령이 개인별로 혼재되어 있다. 다음은 분석자료 추출 기준과 데이터 구조를 도식화한 표이다(표 1, 표 2).

2. 변수의 정의 및 측정

3. 분석방법

이 연구는 청소년기 빈곤이 청년기 안정적 일자리 취업에 미치는 영향을 규명하고자 하였다. 이를 위하여 첫째, 연구대상의 일반적 특성을 살피기 위하여 빈도분석 및 기술통계를 실시하였다. 둘째, 본 연구의 독립변수, 통제변수, 종속변수 간 상호관계를 살펴보고 다중공선성(Multi-Collinearity) 문제를 검토하기 위하여 상관관계 분석을 실시하였다. 셋째, 연구문제를 확인하기 위하여 패널로짓분석(Panel Logit Analysis)을 실시하였다.

기존의 선행연구는 청년기 취업을 분석할 때 특정 시점에서의 취업 여부를 종속변수로 설정한 로짓 또는 프로빗 모형, 혹은 취업까지의 소요기간과 여부를 중심으로 한 생존분석을 활용하였다. 그러나 고정된 한 시점의 상태만을 고려하는 로짓 또는 프로빗 모형은 시간의 변화나 반복적인 노동시장 이행을 반영하기 어렵다. 청년기는 취직, 구직, 이직 등 다양한 상태를 오가는 유동적인 시기로, 단일 시점의 취업여부만으로 노동시장 성과를 판단하기엔 제한이 있다. 생존분석은 첫 취업 시점까지의 기간에 초점을 두기 때문에 노동시장 내에서의 이탈과 재진입과 같은 역동적인 경로를 반영하기 어렵고, 취업을 단일사건으로 간주하므로 청년기의 반복적인 노동시장 이행 행태를 충분히 설명하지 못한다. 이에 본 연구는 청년기 노동시장의 역동적 특성을 포착하기 위해 패널로짓분석을 채택하였다. 패널로짓분석은 개인의 시간에 따른 변화를 추적할 수 있어 청년기 초기 안정적 일자리 취업 여부의 변화를 관찰할 수 있다는 장점이 있어 본 연구에 적합하다.

한편, 패널로짓분석은 로지스틱 분포를 따르는 오차항에 따라 고정효과모형(fixed effect model)과 확률효과모형(random effect model)으로 구분된다. 분석모형이 고정효과 혹은 확률효과 모형인지는 하우스만 검정을 통해 확인할 수 있다. 본 연구에서 하우스만 검정을 실시한 결과, Prob 〉 chi2=.000으로 귀무가설 5% 수준에서 기각하여 고정효과 모형이 적합한 것으로 도출되었다. 그러나 고정효과 모형을 활용하면 시불변변수인 성별과 더불어 청소년기 빈곤 여부 및 가구배경 변수의 영향을 확인할 수 없다. 따라서 본 연구에서는 고정효과 모형과 확률효과 모형을 포괄하는 혼합효과 모형(mixed model)을 적용한 패널로짓분석을 실시하였다.

1. 연구대상의 일반적 특성

이 연구는 최종 졸업 시점부터 3년간의 데이터를 분석하였기 때문에 개인마다 관측 시작 시점과 종료 시점이 상이하다. 이에 따라 특정 시점을 기준으로 기술통계를 작성할 경우, 표본 내 관측 기간의 차이로 편향이 발생할 가능성이 있다. 따라서 개별 응답자의 마지막 관측 시점의 기본특성을 확인하였다.

우선 청소년기 빈곤과 인구사회학적 특성에 따른 교육수준 분포는 다음의 <표 5>와 같다. 여기서 안정적 일자리 경험은 최종 졸업 시점부터 3년까지 한 번이라도 안정적 일자리를 경험한 경우와 한 번도 경험하지 않은 경우로 분류하였다. 전체 분석대상의 기초통계를 살펴보면, 청소년기에 빈곤을 경험하지 않은 청년이 54.8%, 일시 빈곤을 경험한 청년이 35.3%, 지속적으로 빈곤을 경험한 청년은 9.9%였다. 졸업 후 3년 이내에 안정적인 일자리를 경험한 청년은 41.5%, 안정적인 일자리를 경험하지 못한 청년은 58.5%였다. 청소년기 평균 가구원 수는 4.32명(SD=0.84)으로 나타났고, 청소년기에 수도권 및 광역시에 거주한 청년은 53.1%, 그 외는 46.9%로 나타났다. 청소년기 부모의 학력은 고등학교 졸업이 47.5%로 가장 많았으며, 중학교 졸업 이하(27.5%), 대학교 졸업 이상 (25.0%)로 나타났다. 성별은 남성이 55.5%, 여성이 44.5%였으며, 결혼한 청년이 7.1%, 그 외 이혼, 사별, 미혼인 경우가 92.9%였다. 이는 최종 학교 졸업 이후 3년 이내의 특성이므로 무배우자가 높게 나타난 것으로 해석된다. 마지막으로, 관찰 시점 내 가장 마지막으로 관찰된 청년의 나이는 평균 24.72세(SD=3.93)로 나타났다.

한편, 최종 학력의 분포를 살피면 청소년기에 한 번이라도 빈곤을 경험하지 않은 청년은 대학교 졸업 이상이 51.8%로 가장 많은 분포를 보였고, 이는 계속 빈곤 혹은 일시빈곤을 경험한 청년에 비하여 각각 26.5%p, 9.7%p 차이를 보였다. 이는 청소년기 빈곤의 경험이 교육기회의 제약을 초래하여 최종 학력 수준의 격차로 이어질 가능성을 시사하며, 청소년기 경제적 안정성이 교육기회의 확보 및 높은 인적자본 형성으로 이어질 가능성이 크다는 점을 뒷받침한다.

안정적 일자리를 경험한 비율은 대학교 졸업 이상인 청년이 59.1%로 고등학교 졸업 이하나 전문대학교 졸업인 청년에 비하여 월등히 높았다. 특히 졸업 후 3년 이내에 한 번이라도 안정적 일자리를 경험하지 않은 청년은 고등학교 졸업 이하가 48.9%로 가장 높은 비중을 차지하였다. 부모의 학력이 고등학교 졸업 이하인 경우, 청년의 교육수준이 대학교 졸업 이상이 46.6%였는데, 부모의 학력이 대학 졸업 이상인 경우에는 대졸자 비율이 60.3%로 크게 증가하였다. 부모의 학력이 높을수록 가정 내에서 자녀의 학업을 지원하는 경제적 자원이 풍부하여 교육 성취수준이 높아질 수 있다. 이는 부모의 학력 수준이 자녀의 교육수준으로 대물림되어, 장기적으로 사회·경제적 불평등 구조를 고착화하는 요인으로 작용할 수 있음을 시사한다. 청소년기 빈곤 경험과 인구사회학적 특성에 따른 교육수준의 차이를 검정하기 위하여 ANOVA 분석과 카이제곱 검정을 실시한 결과, 청소년기 빈곤 경험, 안정적 일자리 경험 여부, 부모의 학력, 성별, 혼인상태, 연령이 통계적으로 유의한 차이를 보였다.

다음의 <표 6>은 청소년기 빈곤 특성에 따른 주요 변수의 기술통계를 분석한 표이다. 분석대상 중 15~18세에 모두 빈곤을 경험한 청년은 46명(9.9%), 1회 이상 4회 미만 빈곤을 경험한 청년은 164명(35.3%), 빈곤을 경험하지 않은 청년은 255명(54.8%)으로 나타났다. 분석대상의 교육수준은 비빈곤 집단과 일시빈곤 집단에서 대학교 졸업 이상이 각각 51.8%, 42.1%로 높은 비중을 보였으나, 계속 빈곤 집단에서는 고등학교 졸업 이하가 54.4%로 가장 높게 나타났다. 청소년기에 빈곤을 경험하지 않은 청년이 빈곤을 경험한 청년보다 교육수준이 높게 나타났다 는 점은 이들이 상대적으로 더 안정적이고 양질의 일자리에 진입했을 가능성이 크다는 것을 의미한다. 즉, 청소년기의 빈곤 경험이 교육수준의 격차를 발생시키고, 결국 노동시장 성과로도 이어질 수 있다.

더불어 부모의 학력은 청소년기 빈곤 유형별 확연한 차이를 보였는데, 계속 빈곤을 경험한 부모 학력은 54.4% 가 중학교 졸업 이하였으나, 빈곤을 경험하지 않은 청년의 부모 학력은 48.2%가 고등학교 졸업이었다. 또한 비빈곤 청년의 부모 학력 중 대학교 졸업 이상은 34.9%로 다른 빈곤 유형보다 월등히 높았다. 청소년기 빈곤 유형별 주요 변수의 차이를 검정하기 위하여 ANOVA 분석과 카이제곱 검정을 실시한 결과, 교육수준, 안정적 일자리 경험 여부, 부모의 학력, 연령에서 통계적으로 유의한 차이를 보였다.

2. 변수 간 상관관계

본 연구의 독립변수인 교육수준, 청소년기 빈곤 유형과 통제변수인 청소년기 가구원 수, 청소년기 거주지역, 부모의 학력, 성별, 혼인상태, 연령, 종속변수인 안정적 일자리 취업 여부의 상관관계를 분석하였다. 변수 간 상관관계 분석은 다중공선성 문제를 검토하여 통제변수와 독립변수가 종속변수를 설명할 수 있는지 판단하는 방법이 될 수 있다. 특히 본 연구에서 욕구소득비를 도출하는 과정에서 청소년기 가구원 수를 활용하였는데, 청소년기 가구원 수가 개인의 인적자본 축적에 영향을 미친다는 이론적 논의를 토대로 통제변수에 설정하였다. 이에 따라 통제변수가 모형상 통제요인으로서 변별력을 높이는 변인인지 확인하고자 상관관계 분석을 하였다(표 7). 분석 결과, 변수 간의 상관관계가 0.6 이상인 경우는 없었고 가장 높은 상관관계는 연령으로 0.32(p<.001)였다. 청소년기 빈곤 여부는 안정적 일자리 취업과 부(-)의 상관관계가 있는 것으로 나타났으며(p<.05), 청소년기 가구원 수, 성별, 교육수준, 혼인상태, 연령은 정(+)의 상관관계가 있는 것으로 나타났다.

3. 청소년기 빈곤이 청년기 안정적 일자리 취업에 미치는 영향

혼합효과 모형을 적용한 패널로짓분석을 활용하여 15~18세 시점 빈곤이 청년기 안정적 일자리 취업에 미치는 영향을 분석한 결과는 <표 8>과 같다. 모형의 적합도는 세 모델 모두 통계적으로 유의하였다(p<.001). 또한, 다중공선성 검토를 위해 VIF를 확인한 결과, 평균 1.19로 분석되었으며, 최소 1.04~최대 1.41로 나타나 다중공선성에는 문제가 없는 것으로 판단하였다. 모형 1에서는 독립변수를 교육변수만 투입하여 인적자본이 노동시장의 성과에 미치는 영향을 확인하고자 하였다. 분석 결과, 고등학교 졸업 이하인 경우보다 전문대학교를 졸업한 경우, 대학교 졸업 이상인 경우 안정적 일자리에 취업할 승산비가 매우 높게 나타났다. 이러한 결과는 청년의 인적자본이 안정적 일자리 취업에 지대한 영향을 미친다는 점을 의미하며, 인적자본론의 관점에서 교육수준이 노동시장 성취를 결정하는 요인 중 하나임을 재확인하는 것이다.

더불어 청소년기에 빈곤을 한 번 이상 경험한 청년이 한 번도 경험하지 않은 경우보다 안정적 일자리에 취업할 승산비가 52.5%(B=-0.745, p<.05) 낮았고, 청소년기에 빈곤을 경험하지 않은 청년보다 1회 이상 4회 미만 빈곤을 경험한 청년이 안정 노동시장에 참여할 승산비가 64.7%(B=-1.043, p<.01) 낮았다. 이는 청소년기의 경제적 불안정성이 청년기 노동시장 성과에 부정적인 영향을 미치며, 향후 노동시장 내 격차를 심화시킬 수 있음을 시사한다. 특히 모델 2와 모델 3에서는 교육수준을 통제하였음에도 불구하고 청소년기 빈곤이 여전히 안정적 일자리에 부(-)적인 영향을 미쳤다. 즉, 청소년기에 경험한 빈곤이 인적자본뿐만 아니라 기타 자본의 결핍으로까지 이어질 수 있고, 노동시장 진입 시 기회의 불평등이 교육 이상의 요인에 의해 재생산되고 있음을 의미한다. 그러나 15세부터 18세까지 모두 빈곤을 경험한 계속 빈곤 청소년은 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 추가적인 연구가 필요하나, 다음과 같은 해석이 가능하다. 첫째, 계속 빈곤을 경험한 청년의 사례 수가 적어 통계적 유의성을 확보하기 어려울 수 있다. 계속 빈곤을 경험한 청년의 사례 수는 46명으로 일시빈곤을 경험한 청년(164명), 한 번도 빈곤한 적이 없는 청년(255명)보다 사례 수가 현저히 적어, 실제 부정적인 영향을 미치더라도 통계적으로 유의하지 않았을 가능성이 있다. 둘째, 계속 빈곤을 경험한 청년이 대학 진학을 포기하고 빠르게 취업하여 더 일찍 노동시장에 진입했을 가능성도 존재한다. 이 경우 동일 연령대의 고학력 청년들이 학업을 지속하는 동안 이들은 이미 직장 경력을 쌓기 시작했을 수 있으며, 이러한 조기 경력 축적이 졸업 직후 노동시장 진입 시점에는 오히려 일자리 안정성 확보에 긍정적으로 작용했을 가능성이 있다.

한편 교육수준이 고등학교 졸업 이하인 청년보다 전문대(2년제)를 졸업한 경우와 대학교 졸업 이상인 경우 안정적 일자리에 취업할 가능성이 컸으며, 이는 통계적으로 유의미하였다. 또한 모든 모델에서 배우자가 없는 경우 배우자가 있는 경우보다 안정적 일자리에 취업할 가능성이 컸다. 기존 연구에서는 유배우자는 부양가족으로 인한 책임감으로 인해 구직기간이나 취업률이 무배우자보다 높은 것으로 나타났으나(강주연 외, 2015), 본 연구에서는 이례적인 결과가 도출되었다. 이는 향후 추가 연구가 필요하나, 종속변수가 최종 학력 졸업 이후 초기 일자리 취업 여부이기 때문에 안정적 일자리를 경험하고 충분한 소득과 재산이 축적된 이후 결혼을 결정하는 이행 경로를 고려한 결과로 해석될 수 있다. 특히 기혼 여성의 경우, 미취업 또는 실업 상태일 가능성이 높다는 기존 연구를 고려할 때(정현상, 2016), 결혼 이후 가사 및 육아 부담 증가로 인해 안정적 일자리를 선택하지 않을 가능성도 있다. 더불어 연령이 높을수록 안정적 일자리에 취업할 가능성에 정(+)적인 영향을 미쳤다. 연령이 낮은 20대 초반에는 처음으로 부모세대로부터 분리되어, 사회적 기반이 취약하다는 점에서 빈곤율이 상대적으로 높은 것으로 알려져 있다(이승윤 외, 2017; 김태완, 이주미, 2018). 또한 청년층의 비정규직 경험이 정규직 진입의 디딤돌로 작용하며, 연령 증가에 따라 안정적 노동시장으로 이행하는 것으로 보고되었다. 이 외의 성별, 청소년기 가구원 수, 청소년기 거주지역, 부모의 학력은 유의한 결과를 발견하지 못하였다.