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문제 정의
- 성인지적 관점을 갖고 여성 빈곤의 심각성을 실증적으로 분석함으로써 향후 빈곤대책의 마련에서도 성(gender)적 차원의 분석과 접근이 필수적임을 밝혀보고자 하였다. 그 결과 한국 사회에서 빈곤의 여성화가 심각히 진행되고 있다는 점을 실증자료를 통하여 밝혔다. 또한 빈곤의 영향요인 분석에서는 성 자체 뿐만 아니라 성의 특성을 사회적으로 규정하는 교육수준, 취업상태 등의 요인들이 복합적으로 빈곤에 영향을 미치고 있음을 밝혔다.
- 또한 본 연구는 1997년말 경제위기 전후를 포함하는 분석기간을 통하여 빈곤 및 불평등이 심화되는 경제위기 국면에서, 또한 이후에 경제위기를 극복하는 과정에서 빈곤의 성적격차(gender-poverty gap)가 어떠한 역동성을 보이며 변화되어 왔는지도 분석해 보고자 한다. 그리고 빈곤한 여성가구주 가구의 특성은 무엇이며, 그 변화양상은 어떠한지를 살펴보고, 성(gender)과 성의 특성을 결정짓는 여러 가지 인구사회학적 조건들이 빈곤에 미치는 영항을 분석해 보고자 한다. 마지막으로 분석결과의 의미를 정리하고, 빈곤의 여성화에 대한 정책방향의 시사점을 정리해 보고자 한다.
- 따라서 본 연구는 한국사회의 빈곤의 여성화 현상에 대한 보다 신뢰성 있고 정확한 자료를 생산하는데 그 일차적 목적을 두고자 한다. 이를 위하여 여성(가구주) 빈곤의 심각성을 신뢰성 있는 전국자료를 바탕으로 남성(가구주) 빈곤이라는 비교기준하에 종합적이고 체계적으로 분석함으로써 빈곤문제에 성(gender)적 차원의 분석과 접근이 필수적이며, 따라서 빈곤대책 역시 가족, 노동시장, 사회보장체계에서의 자원배분의 소외로부터 중층적으로 귀결된 결절점에 위치한 성적 접근으로부터 이루어져야 한다는 것을 밝혀보고자 한다.
- 그러나 가구소비 실태조사자료는 도시가계조사자료와 달리 조사주기가 매 5년마다 조사하여 발표함으로써 급변하는 경제위기 등 경제사회적 변화에 따른 가구소득, 소비실태의 변화를 신속히 파악하는 데에는 명백한 한계가 있다. 따라서 본 연구에서는 경제위기 전후의 빈곤동항을 파악하는 데에는 도시가계조사자료를 활용하고, 빈곤 여성가구주의 특성과 빈곤 영향요인 등의 분석에서는 대표성이 높은 가구소비실태조사자료를 활용하여 분석하였다.
- 그러므로 빈곤문제의 접근에서 성(gender)적 접근이 필수적으로 요구되는 것은 여성이 가구주인 가구, 즉 여성가구주 가구의 빈곤이다. 따라서 본 연구에서도 여성가구주 가구의 빈곤에 초점을 두고 분석할 것이다.
- 이를 위하여 여성(가구주) 빈곤의 심각성을 신뢰성 있는 전국자료를 바탕으로 남성(가구주) 빈곤이라는 비교기준하에 종합적이고 체계적으로 분석함으로써 빈곤문제에 성(gender)적 차원의 분석과 접근이 필수적이며, 따라서 빈곤대책 역시 가족, 노동시장, 사회보장체계에서의 자원배분의 소외로부터 중층적으로 귀결된 결절점에 위치한 성적 접근으로부터 이루어져야 한다는 것을 밝혀보고자 한다. 또한 본 연구는 1997년말 경제위기 전후를 포함하는 분석기간을 통하여 빈곤 및 불평등이 심화되는 경제위기 국면에서, 또한 이후에 경제위기를 극복하는 과정에서 빈곤의 성적격차(gender-poverty gap)가 어떠한 역동성을 보이며 변화되어 왔는지도 분석해 보고자 한다. 그리고 빈곤한 여성가구주 가구의 특성은 무엇이며, 그 변화양상은 어떠한지를 살펴보고, 성(gender)과 성의 특성을 결정짓는 여러 가지 인구사회학적 조건들이 빈곤에 미치는 영항을 분석해 보고자 한다.
- 둘째, 빈곤의 여성화가 경제위기의 국면에서, 그리고 이후 회복과정에서 시간적 흐름에 따라 어떠한 변화를 보이는지를 역시 여성가구주 가구와 남성가구주 가구의 빈곤율의 변화를 비교하고 빈곤의 성적격차의 변동을 분석한다. 또한 본 연구에서는 절대빈곤율과 상대빈곤율을 기준으로 가구주 성별빈곤율을 각각 비교함으로써, 특히 경제위기와 그 이후 과정에서 가구주 성별로 절대적 빈곤과 상대적 빈곤의 변화 양상이 가지는 의미도 파악해 볼 것이다.
- 그리고 빈곤한 여성가구주 가구의 특성은 무엇이며, 그 변화양상은 어떠한지를 살펴보고, 성(gender)과 성의 특성을 결정짓는 여러 가지 인구사회학적 조건들이 빈곤에 미치는 영항을 분석해 보고자 한다. 마지막으로 분석결과의 의미를 정리하고, 빈곤의 여성화에 대한 정책방향의 시사점을 정리해 보고자 한다.
- 본 연구에서는 한국 사회에서 빈곤의 여성화 현상과 빈곤의 성적 격차를 실증적으로 분석해 보았다. 성인지적 관점을 갖고 여성 빈곤의 심각성을 실증적으로 분석함으로써 향후 빈곤대책의 마련에서도 성(gender)적 차원의 분석과 접근이 필수적임을 밝혀보고자 하였다.
- 본 연구에서는 한국 사회에서 빈곤의 여성화 현상과 빈곤의 성적 격차를 실증적으로 분석해 보았다. 성인지적 관점을 갖고 여성 빈곤의 심각성을 실증적으로 분석함으로써 향후 빈곤대책의 마련에서도 성(gender)적 차원의 분석과 접근이 필수적임을 밝혀보고자 하였다. 그 결과 한국 사회에서 빈곤의 여성화가 심각히 진행되고 있다는 점을 실증자료를 통하여 밝혔다.
- 따라서 본 연구는 한국사회의 빈곤의 여성화 현상에 대한 보다 신뢰성 있고 정확한 자료를 생산하는데 그 일차적 목적을 두고자 한다. 이를 위하여 여성(가구주) 빈곤의 심각성을 신뢰성 있는 전국자료를 바탕으로 남성(가구주) 빈곤이라는 비교기준하에 종합적이고 체계적으로 분석함으로써 빈곤문제에 성(gender)적 차원의 분석과 접근이 필수적이며, 따라서 빈곤대책 역시 가족, 노동시장, 사회보장체계에서의 자원배분의 소외로부터 중층적으로 귀결된 결절점에 위치한 성적 접근으로부터 이루어져야 한다는 것을 밝혀보고자 한다. 또한 본 연구는 1997년말 경제위기 전후를 포함하는 분석기간을 통하여 빈곤 및 불평등이 심화되는 경제위기 국면에서, 또한 이후에 경제위기를 극복하는 과정에서 빈곤의 성적격차(gender-poverty gap)가 어떠한 역동성을 보이며 변화되어 왔는지도 분석해 보고자 한다.
- 한편, 가구소비실태조사자료의 최근 분석시점이 경제위기의 영향이 깊게 남아 있는 2000년임에 비하여, 도시가계조사자료는 경제위기가 거의 회복된 2002년까지 포함하고 있어(실제로 절대빈곤율은 경제위기 이전상태로 회복), 동자료를 통하여 경제위기 뿐만 아니라 경제회복과정에서의 빈곤의 성적격차의 변화를 살펴보고자 한다. 도시가계조사자료에 기반하여 최저생계비 기준으로, 여성가구주 가구의 빈곤율은 1996년 9.
가설 설정
- 3) 가구소비실태조사 · 기준 중위소득 50% 소득임.
- 넷째, 빈곤에 영항을 미치는 가구주 및 가구의 요인들을 분석할 것이다. 분석방법은 크게 3가지로 구분된다.
- 구체적인 연구질문에 따른 분석방법은 다음과 같다. 첫째, 빈곤의 여성화에 대한 현주소를 파악하기 위하여 빈곤인구(가구) 중에 여성(여성가구주 가구)의 비중을 파악할 것이다. 또한 여성가구주 가구의 빈곤율을 남성가구주 가구의 빈곤율과 비교함으로써 빈곤의 성적격차(gender-poverty gap)를 분석한다.
제안 방법
- 본 연구에서는 빈곤율 파악을 위한 빈곤선으로 절대빈곤선이라 할 수 있는 정부에서 공식적으로 발표하고 있는 최저생계비와 함께, 상대적 빈곤선이라 할 수 있고 OECD, EU 등 빈곤율의 국제비교에서 통상적으로 활용되는 중위소득의 50%를 각각 사용하였다. 가구규모의 영항을 배제키 위해 최저생계비는 가구규모별로 공시된 최저생계비를 빈곤선으로 적용하였으며, 중위소득 50%의 경우에는 OECD에서 국가간 비교를 위해 사용한 가구균등화 지수(=가구소득/(가구원수)ε, ε=0.5)를 이용하여 가구규모별 빈곤선을 적용하였다.
- 빈곤가구 영향요인을 분석하기 위하여, 가구원수별 최저생계비를 빈곤선으로 하여 가구의 빈곤여부를 빈곤(0), 비빈곤(1)의 이항변수로 만들어 종속변수로 하고, 국내외 선행연구에서 빈곤에 영항을 미치는 요인으로 나타났던 가구주 인적특성, 취업특성, 가구특성을 독립변수로 하여 로지스틱 회귀분석(logistic regression)을 하였다. 가구주 인적특성 변수들에는 가구주의 성별, 연령, 연령제곱, 교육수준, 결혼상태를, 가구주 취업특성 변수들에는 가구주 취업상태, 가구주 종사산업을, 가구특성 변수들에는 가구원수, 가구내 취업자수, 가구유형, 가구거주지역으로 각각 구성하였다. <표 2>에서 보는 바와 같이, 성별, 결혼상태, 취업상태, 종사산업, 가구유형, 거주지역은 더미변수로 만들었으며, 연령, 연령제곱, 교육수준, 가구원수, 가구내취업자수는 연속변수로 하였다.
- 다음에서는 1997년말 경제위기가 빈곤의 측면에서 가구주 성별간에 어떤 식으로 차별적으로 영향을 미쳤는지를 분석하였다. 가구소비 실태조사자료에 기반하여 최저생계비 기준으로, 여성가구주 가구의 빈곤율은 1996년 8.
- 둘째, 빈곤의 여성화가 경제위기의 국면에서, 그리고 이후 회복과정에서 시간적 흐름에 따라 어떠한 변화를 보이는지를 역시 여성가구주 가구와 남성가구주 가구의 빈곤율의 변화를 비교하고 빈곤의 성적격차의 변동을 분석한다. 또한 본 연구에서는 절대빈곤율과 상대빈곤율을 기준으로 가구주 성별빈곤율을 각각 비교함으로써, 특히 경제위기와 그 이후 과정에서 가구주 성별로 절대적 빈곤과 상대적 빈곤의 변화 양상이 가지는 의미도 파악해 볼 것이다.
- <표 2>에서 보는 바와 같이, 성별, 결혼상태, 취업상태, 종사산업, 가구유형, 거주지역은 더미변수로 만들었으며, 연령, 연령제곱, 교육수준, 가구원수, 가구내취업자수는 연속변수로 하였다. 또한 개별 분석모형은 가구주 인적특성이 빈곤여부에 영항을 미치는 모형(Model 1), 가구주 취업특성이 빈곤여부에 영항을 미치는 모형(Model 2), 가구특성이 빈곤여부에 영향을 미치는 모형(Model 3), Model 1, 2, 3의 모든 독립변수들이 빈곤여부에 영항을 미치는 모형(Model 4), Model 4와 동일한 모형에 상호작용 독립변수를 추가 투입한 모형(Model 5)으로 구성하였다.
- 첫째, 빈곤의 여성화에 대한 현주소를 파악하기 위하여 빈곤인구(가구) 중에 여성(여성가구주 가구)의 비중을 파악할 것이다. 또한 여성가구주 가구의 빈곤율을 남성가구주 가구의 빈곤율과 비교함으로써 빈곤의 성적격차(gender-poverty gap)를 분석한다. 또한 본 연구에서는 빈곤대책에 대한 시사점에서 유의미한 자료를 제공할 수 있는 연령별로 남성가구주과 여성가구주의 빈곤율을 비교하는 접근도 시도할 것이다.
- 셋째, 어떤 특성을 가진 경우 빈곤 여성가구주가 될 위험이 높은가를 분석하기 위해, 빈곤 여성가구주 가구의 가구주의 인적 특성과 가구특성별 빈곤율을 살펴본다. 특히 시간적 비교를 통하여 빈곤 여성가구주 가구의 특성에 따른 빈곤율의 변화도 분석한다.
- 가구주 인적특성 변수들에는 가구주의 성별, 연령, 연령제곱, 교육수준, 결혼상태를, 가구주 취업특성 변수들에는 가구주 취업상태, 가구주 종사산업을, 가구특성 변수들에는 가구원수, 가구내 취업자수, 가구유형, 가구거주지역으로 각각 구성하였다. <표 2>에서 보는 바와 같이, 성별, 결혼상태, 취업상태, 종사산업, 가구유형, 거주지역은 더미변수로 만들었으며, 연령, 연령제곱, 교육수준, 가구원수, 가구내취업자수는 연속변수로 하였다. 또한 개별 분석모형은 가구주 인적특성이 빈곤여부에 영항을 미치는 모형(Model 1), 가구주 취업특성이 빈곤여부에 영항을 미치는 모형(Model 2), 가구특성이 빈곤여부에 영향을 미치는 모형(Model 3), Model 1, 2, 3의 모든 독립변수들이 빈곤여부에 영항을 미치는 모형(Model 4), Model 4와 동일한 모형에 상호작용 독립변수를 추가 투입한 모형(Model 5)으로 구성하였다.
- 이러한 가능성을 직접적으로 확인하기 위하여 Model 5를 설정하여 성과 무직변수의 상호작용 변수를 추가하여 성과 무직 변수간의 상호작용을 통제한 상태에서, Model 4와 같이 가구주 인적특성, 가구주 취업특성, 가구 특성 등 모든 변수를 투입하여 빈곤가구 영향요인을 분석하여 보았다. 그 결과 예상했던 바와 같이, 무직과 성의 상호작용변수가 강력하게 유의미한 것으로 나타났으며, 이를 통제한 결과 성이 빈곤에 영항을 미치는 유의미한 변수로 나타났다.
- 셋째, 어떤 특성을 가진 경우 빈곤 여성가구주가 될 위험이 높은가를 분석하기 위해, 빈곤 여성가구주 가구의 가구주의 인적 특성과 가구특성별 빈곤율을 살펴본다. 특히 시간적 비교를 통하여 빈곤 여성가구주 가구의 특성에 따른 빈곤율의 변화도 분석한다.
대상 데이터
- 본 연구에서 빈곤실태 분석에 사용한 자료는 전국소득조사자료로서 가장 신뢰성이 높은 통계청의 도시가계조사원자료(1996 ~ 2002)와 가구소비실태조사원자료(1996, 2000)이다. 두 자료를 모두 활용한 이유는 각각의 조사자료가 가지는 장점과 한계점을 감안하여 적절하게 활용하여야만 여성 빈곤의 실태 및 동항을 정확히 파악할 수 있기 때문이다.
- 본 연구에서는 빈곤율 파악을 위한 빈곤선으로 절대빈곤선이라 할 수 있는 정부에서 공식적으로 발표하고 있는 최저생계비와 함께, 상대적 빈곤선이라 할 수 있고 OECD, EU 등 빈곤율의 국제비교에서 통상적으로 활용되는 중위소득의 50%를 각각 사용하였다. 가구규모의 영항을 배제키 위해 최저생계비는 가구규모별로 공시된 최저생계비를 빈곤선으로 적용하였으며, 중위소득 50%의 경우에는 OECD에서 국가간 비교를 위해 사용한 가구균등화 지수(=가구소득/(가구원수)ε, ε=0.
데이터처리
- 다음에는 여성가구주 가구와 남성가구주 가구를 대상으로 각각 빈곤 영향요인을 로지스틱 회귀분석하였다. 그 결과, 가구주 인적특성면에서는 가구주 성별 빈곤가구간에 동일한 결과를 나타내고 있다.
- 빈곤가구 영향요인을 분석하기 위하여, 가구원수별 최저생계비를 빈곤선으로 하여 가구의 빈곤여부를 빈곤(0), 비빈곤(1)의 이항변수로 만들어 종속변수로 하고, 국내외 선행연구에서 빈곤에 영항을 미치는 요인으로 나타났던 가구주 인적특성, 취업특성, 가구특성을 독립변수로 하여 로지스틱 회귀분석(logistic regression)을 하였다. 가구주 인적특성 변수들에는 가구주의 성별, 연령, 연령제곱, 교육수준, 결혼상태를, 가구주 취업특성 변수들에는 가구주 취업상태, 가구주 종사산업을, 가구특성 변수들에는 가구원수, 가구내 취업자수, 가구유형, 가구거주지역으로 각각 구성하였다.
- 한편 많은 선행연구에서 빈곤의 여성화에 가장 주목해야 하는 집단으로 거론되었던 미성년자녀를 가진 여성가구주 가구, 즉 모자가구에 대한 빈곤영향 요인을 별도로 분석하였다 즉, 전체가구 중 미성년자녀를 가진 가구만을 선별하여 미성년자녀를 가진 가구의 빈곤 영향요인을 분석하는 한편, 미성년자녀를 가진 여성가구주 가구와 남성가구주 가구를 각각 나누어 빈곤 영향요인을 로지스틱 회귀분석하였다.
성능/효과
- 5%로 나타나고 있어 역시 무배우의 경우 빈곤율이 현격히 높은 것으로 나타났다. 1996년과 2000년의 빈곤 여성가구주의 결혼상태별 분포의 변화를 살펴보면, 변화율 및 변화폭 모두에서 무배우의 경우 유배우의 경우보다 빈곤율의 증가가 현저한 것으로 나타났다. 유배우의 경우 빈곤율이 100% 증가한 반면, 무배우의 경우 136% 증가하였으며, 단순 변화폭의 면에서도 유배우의 경우 5.
- 3배 이상 현격히 높으며, 경제위기 과정의 빈곤율의 증가율도 무배우의 경우가 훨씬 높았다. 가구규모별로는 1인가구의 빈곤율이 2인 이상 가구에 비해 2.5배 정도 높은 것으로 나타났으며, 빈곤율 증가율 역시 1인 가구가 가장 높았다. 고용형태별로는 비정규직이 정규직에 비해 2.
- 9배 높았다. 가구주 성별 가구원을 감안한 빈곤율에서는 여성가구주 가구의 빈곤율이 16.9%로 남성가구주 가구의 7.9% 보다 2.6배 높았다.
- 가구주 인적특성을 독립변수로 한 Model 1의 경우, 로지스틱 회귀분석 결과 가구주가 여성인 경우에, 가구주 연령이 낮거나 혹은 매우 높은 경우에, 가구주 교육수준이 낮을수록, 무배우 > 유배우 > 미혼 순으로 빈곤상태에 놓여질 위험이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 다른 독립변수들 수준이 일정할 때 가구주가 여성인 경우 남성인 경우보다 빈곤에 떨어질 확률이 19% 증가하게 되고, 교육수준이 1년 증가할 때 빈곤에 떨어질 확률은 11.
- 그 결과, 가구주 인적특성면에서는 가구주 성별 빈곤가구간에 동일한 결과를 나타내고 있다. 가구주 취업특성면에서는 여성가구주의 경우 자영자에 비하여 상용직 임금근로자의 비빈곤확률이 유의미하지 않은 것으로 나타난 반면, 남성가구주의 경우 자영자에 비하여 상용직임금근로자의 빈곤확률은 84% 감소하는 것으로 나타났다. 이러한 남녀 가구주의 차이는 여성의 경우 상용직임금근로자라고 하더라도 낮은 임금으로 자영자보다 높은 소득이 보장되지 않기 때문인 것으로 해석된다.
- 다섯째, 빈곤의 영향요인을 로지스틱 회귀분석한 결과, 가구주 인적특성의 빈곤에의 영항을 보면 가구주가 여성인 경우에, 가구주 연령이 낮거나 혹은 매우 높은 경우에, 가구주 교육수준이 낮을수록, 무배우 > 유배우 > 미혼 순으로 빈곤상태에 놓여질 위험이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 가구주 취업특성의 빈곤에의 영향을, 무직 > 임시일용직임금근로자 > 자영자 > 상용직임금근로자 순으로 빈곤에 떨어질 확률이 유의미하게 높으며, 농림수산업에 종사하는 경우 제조업에 비해 빈곤확률이 2배 이상 증가하는 것으로 나타났다. 가구특성의 빈곤에의 영향을 보면, 가구원수가 많을수록, 취업자수가 작을수록, 독신가구 > 부부(+자녀)가구 > 편부모가구 순으로, 비광역시에 거주하는 경우 빈곤상태에 놓여질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다 가구주 성의 경우, 취업특성 및 가구특성 변수가 통제변수로 투입된 모델에서는 빈곤에 영형을 미치는 유의미한 변수로 나타나지 않았다.
- 또한 남성가구주 가구의 경우 제조업 종사에 비하여 도소매판매업, 음식숙박업, 기타서비스업에 종사하는 경우 빈곤확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났으며, 여성가구주 가구의 경우 금융보험부동산업에 종사하는 경우 빈곤확률이 유의미하게 낮은 것으로 나타났다. 가구특성면에서는 남성, 여성 가구모두 독신가구에 비해 부부(+자녀)가구의 빈곤확률이 유의미하게 높은 반면, 여성가구주 가구의 경우 편부모가구의 경우 독신가구에 비해 빈곤확률이 유의미하게 낮은 것으로 나타났다. 여타의 측면에서는 전체 빈곤가구 분석 결과와 동일한 결과를 보이고 있다.
- 가구특성을 독립변수로 하는 Model 3의 경우, 로지스틱 회귀분석 결과 가구원수가 많을수록, 취업자수가 작을수록, 독신가구 > 부부(+자녀)가구 > 편부모가구 순으로, 비광역시에 거주하는 경우 빈곤상태에 놓여질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 다른 독립변수들 수준이 일정할 때 가구원수 1명이 증가하는 경우 빈곤확률이 14.
- 가구주 취업특성의 빈곤에의 영향을, 무직 > 임시일용직임금근로자 > 자영자 > 상용직임금근로자 순으로 빈곤에 떨어질 확률이 유의미하게 높으며, 농림수산업에 종사하는 경우 제조업에 비해 빈곤확률이 2배 이상 증가하는 것으로 나타났다. 가구특성의 빈곤에의 영향을 보면, 가구원수가 많을수록, 취업자수가 작을수록, 독신가구 > 부부(+자녀)가구 > 편부모가구 순으로, 비광역시에 거주하는 경우 빈곤상태에 놓여질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다 가구주 성의 경우, 취업특성 및 가구특성 변수가 통제변수로 투입된 모델에서는 빈곤에 영형을 미치는 유의미한 변수로 나타나지 않았다. 이는 성 자체보다는 사회적 존재로서의 여성이 가지게 되는 노동시장에서의 특성, 가구특성이 결국 여성이 남성보다 빈곤위험에 높게 노출되는 데 결정적 영항을 미치는 것을 의미하는 것으로, 즉 여성 가구주의 노동시장의 참여 여부와 참여의 질이 남성가구주와의 빈곤위험도에 결정적으로 영형을 미친다고 해석할 수 있다.
- 2% 포인트 높은 것으로 나타났다. 경제위기 이전에 여성가구주의 빈곤위험은 남성가구주에 비하여 3.1배 수준이었으며, 오히려 경제위기를 겪는 과정에서 남성가구주 가구의 빈곤율 증가율이 여성가구주 가구의 최고 4.8배에 이르고 가구주 성별간의 빈곤위험도 2.36배 수준까지 축소되는 등 경제위기 과정에서 빈곤위험이 성별간에 보편화되는 경향을 보였으나, 경제위기를 회복하는 과정에서 여성가구주의 빈곤위험은 남성가구주의 3.12배 수준으로 다시 높아진 것으로 나타났다.
- 5배 정도 높은 것으로 나타났으며, 빈곤율 증가율 역시 1인 가구가 가장 높았다. 고용형태별로는 비정규직이 정규직에 비해 2.5배 가량 높았고, 빈곤율 증가율도 비정규직이 훨씬 높았다.
- 이러한 가능성을 직접적으로 확인하기 위하여 Model 5를 설정하여 성과 무직변수의 상호작용 변수를 추가하여 성과 무직 변수간의 상호작용을 통제한 상태에서, Model 4와 같이 가구주 인적특성, 가구주 취업특성, 가구 특성 등 모든 변수를 투입하여 빈곤가구 영향요인을 분석하여 보았다. 그 결과 예상했던 바와 같이, 무직과 성의 상호작용변수가 강력하게 유의미한 것으로 나타났으며, 이를 통제한 결과 성이 빈곤에 영항을 미치는 유의미한 변수로 나타났다. 즉, 가구주가 여성인 경우 남성인 경우보다 빈곤확률이 24% 증가하는 것으로 나타났다.
- 경제위기 과정에서 빈곤율의 변화율이 가장 컸던 학력계층은 고졸계층으로 동기간 무려 292% 증가하였는데, 이는 상대적으로 안정적이었던 고졸계층 여성가구주가 경제위기 과정에서 일자리 상실 등으로 가장 큰 타격을 받은 것으로 보여진다. 그 뒤를 이어 초등학교, 중학교, 무학의 순으로 빈곤율의 증가율이 큰 것으로 나타나 저학력계층이 경제위기의 타격에도 더욱 취약하다는 것을 확인시켜 주었다. 무배우 여성가구주의 경우 유배우의 경우보다 빈곤율이 2.
- 34배 수준까지 축소되는 등 경제위기 과정에서 빈곤위험이 성별간에 보편화되는 경항을 보였다. 그러나 경제위기를 회복하는 과정에서 여성가구주의 빈곤위험은 남성가구주의 3.83배 수준으로 다시 높아진 것으로 나타났다.
- 가구특성을 독립변수로 하는 Model 3의 경우, 로지스틱 회귀분석 결과 가구원수가 많을수록, 취업자수가 작을수록, 독신가구 > 부부(+자녀)가구 > 편부모가구 순으로, 비광역시에 거주하는 경우 빈곤상태에 놓여질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 다른 독립변수들 수준이 일정할 때 가구원수 1명이 증가하는 경우 빈곤확률이 14.3% 증가하는 반면, 취업자수 1명이 증가하는 경우 빈곤확률은 86.4% 감소하는 것으로 나타났다. 또한 독신가구에 비하여 부부(+자녀)가구의 경우 빈곤확률이 24% 감소하며, 편부모가구의 경우 빈곤확률이 40% 감소하는 것으로 나타났다.
- 또한 가구원수가 많을수록, 취업자수가 작을수록, 부부(+자녀)가구 > 독신가구 > 편부모가구 순으로, 비광역시에 거주하는 경우 빈곤상태에 놓여질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 다른 독립변수들 수준이 일정할 때 가구원수 1명이 증가하는 경우 빈곤확률이 56.0% 증가하는 반면, 취업자수 1명이 증가하는 경우 빈곤확률은 78.6% 감소하는 것으로 나타났다.
- 가구주 인적특성을 독립변수로 한 Model 1의 경우, 로지스틱 회귀분석 결과 가구주가 여성인 경우에, 가구주 연령이 낮거나 혹은 매우 높은 경우에, 가구주 교육수준이 낮을수록, 무배우 > 유배우 > 미혼 순으로 빈곤상태에 놓여질 위험이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 다른 독립변수들 수준이 일정할 때 가구주가 여성인 경우 남성인 경우보다 빈곤에 떨어질 확률이 19% 증가하게 되고, 교육수준이 1년 증가할 때 빈곤에 떨어질 확률은 11.9% 감소하는 것으로 나타났다.
- 한편, 가구주 인적특성, 가구주 취업특성, 가구특성을 모두 독립변수로 투입한 Model 4에서는 가구주 성은 유의미하게 나타나지 않았으며, 가구주 연령이 낮거나 혹은 매우 높은 경우에, 가구주 교육수준이 낮을수록, 무배우인 경우 빈곤상태에 놓여질 위험이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 다른 독립변수들 수준이 일정할 때 교육수준이 1년 증가할 때 빈곤에 떨어질 확률은 13.0% 감소하는 것으로 나타났다. 또한 임시일용직임금근로자 > 자영자 > 상용직임금근로자 순으로 빈곤에 떨어질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다 무직은 유의미한 변수로 나타나지 않았다.
- 다섯째, 빈곤의 영향요인을 로지스틱 회귀분석한 결과, 가구주 인적특성의 빈곤에의 영항을 보면 가구주가 여성인 경우에, 가구주 연령이 낮거나 혹은 매우 높은 경우에, 가구주 교육수준이 낮을수록, 무배우 > 유배우 > 미혼 순으로 빈곤상태에 놓여질 위험이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 가구주 취업특성의 빈곤에의 영향을, 무직 > 임시일용직임금근로자 > 자영자 > 상용직임금근로자 순으로 빈곤에 떨어질 확률이 유의미하게 높으며, 농림수산업에 종사하는 경우 제조업에 비해 빈곤확률이 2배 이상 증가하는 것으로 나타났다.
- 둘째, 경제위기를 전후하여 빈곤의 성적격차의 역동적 변화를 분석한 결과, 경제위기 절정기에서는 이전시기에 안정적으로 소득활동을 하던 남성가구주 가구에게 경제위기로 인한 빈곤율 증가율이 더 극심하게 나타나는 등 빈곤의 보편화 현상을 보였다. 그러나 양성간의 빈곤율의 격차는 경제위기시에 더욱 확대된 것으로 나타났으며, 더욱 중요한 것은 남성가구주 가구가 경제위기에서 비교적 빠른 회복을 보이는 반면, 여성가구주 가구의 경우 경제위기를 겪는 과정에서 빈곤층으로 전락한 다수가 아직도 빈곤층에 머물면서 빈곤 고착화 현상을 보이고 있이 관찰된다는 점이다.
- 또한 독신가구에 비하여 부부(+자녀)가구의 경우 빈곤확률이 24% 감소하며, 편부모가구의 경우 빈곤확률이 40% 감소하는 것으로 나타났다. 또한 6대 광역시에 거주하는 경우 빈곤확률이 40% 감소하는 것으로 나타났다.
- 3% 높은 것으로 나타났다. 또한 가구원수 1명이 증가할 때마다 빈곤위험은 68.9% 증가하며, 취업자수 1명이 증가할 때마다 빈곤위험은 71.2% 감소하는 것으로 나타났다.
- 또한 가구주 종사산업의 경우에는 도소매판매업, 음식숙박업, 기타서비스업, 농림수산업에 종사하는 경우 제조업에 비해 빈곤확률이 높은 것으로 나타났다. 또한 가구원수가 많을수록, 취업자수가 작을수록, 부부(+자녀)가구 > 독신가구 > 편부모가구 순으로, 비광역시에 거주하는 경우 빈곤상태에 놓여질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 다른 독립변수들 수준이 일정할 때 가구원수 1명이 증가하는 경우 빈곤확률이 56.
- 6배 높았다. 또한 가구주 연령별로 20-64세 연령계층의 여성가구주 가구의 빈곤위험이 남성가구주 가구에 비해 2.2배 높았으며, 65세 이상 가구의 경우에도 1.9배 빈곤위험이 높았다. 특히 65세 이상 여성노인가구주 가구는 10가구 중 5냉가구가 빈곤한 것으로 나타났다.
- 2%로 감소하는 것으로 나타났다. 또한 가구주 종사산업의 경우에는 농림수산업에 종사하는 경우 제조업에 비해 빈곤확률이 222% 증가하는 것으로 나타났다.
- 9% 감소하는 것으로 나타났다. 또한 가구주 종사산업의 경우에는 도소매판매업, 음식숙박업, 기타서비스업, 농림수산업에 종사하는 경우 제조업에 비해 빈곤확률이 높은 것으로 나타났다. 또한 가구원수가 많을수록, 취업자수가 작을수록, 부부(+자녀)가구 > 독신가구 > 편부모가구 순으로, 비광역시에 거주하는 경우 빈곤상태에 놓여질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다.
- 4% 높은 것으로 나타났다. 또한 교육수준은 전체 빈곤가구 분석시와 마찬가지로 강력한 빈곤영향 요인으로 나타나 교육연수 1년이 증가하는 경우 빈곤위험은 14.4% 감소하는 것으로 나타났다. 또한 무배우의 경우 유배우에 비하여 빈곤위험이 무려 331% 증가하는 것으로 나타났다.
- 4% 높은 것으로 나타났다. 또한 교육연수가 1년 증가하는 경우 빈곤위험은 14.4% 감소하는 것으로 나타났으며, 무배우의 경우 유배우에 비하여 빈곤위험이 무려 331% 증가하는 것으로 나타났다 한편, 전체 빈곤가구 분석결과와 달리 미성년자녀를 가진 빈곤가구 분석의 경우, 무직이 자영자에 비해 유의미하게 빈곤위험이 높은 것으로 나타났으며, 무직 > 임시일용직근로자 > 자영자 > 상용직임금근로자 순으로 빈곤위험이 높은 것으로 나타났다. 또한 가구원수 1명이 증가할 때마다 빈곤위험은 68.
- 이러한 남녀 가구주의 차이는 여성의 경우 상용직임금근로자라고 하더라도 낮은 임금으로 자영자보다 높은 소득이 보장되지 않기 때문인 것으로 해석된다. 또한 남성가구주 가구의 경우 제조업 종사에 비하여 도소매판매업, 음식숙박업, 기타서비스업에 종사하는 경우 빈곤확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났으며, 여성가구주 가구의 경우 금융보험부동산업에 종사하는 경우 빈곤확률이 유의미하게 낮은 것으로 나타났다. 가구특성면에서는 남성, 여성 가구모두 독신가구에 비해 부부(+자녀)가구의 빈곤확률이 유의미하게 높은 반면, 여성가구주 가구의 경우 편부모가구의 경우 독신가구에 비해 빈곤확률이 유의미하게 낮은 것으로 나타났다.
- 4% 감소하는 것으로 나타났다. 또한 독신가구에 비하여 부부(+자녀)가구의 경우 빈곤확률이 24% 감소하며, 편부모가구의 경우 빈곤확률이 40% 감소하는 것으로 나타났다. 또한 6대 광역시에 거주하는 경우 빈곤확률이 40% 감소하는 것으로 나타났다.
- 또한 미성년자녀를 가진 여성가구주와 남성가구주 가구의 빈곤영향 요인을 비교해 보면, 흥미롭게도 여성가구주 가구의 경우 무직이 빈곤에 영향을 미치는 유의미한 요인이 아닌 것에 비하여, 남성가구주의 경우 무직이 유의미한 빈곤영향 요인으로 나타났다. 남성가구주의 경우 무직은 자영자에 비해 빈곤위험이 53.
- 그 결과 한국 사회에서 빈곤의 여성화가 심각히 진행되고 있다는 점을 실증자료를 통하여 밝혔다. 또한 빈곤의 영향요인 분석에서는 성 자체 뿐만 아니라 성의 특성을 사회적으로 규정하는 교육수준, 취업상태 등의 요인들이 복합적으로 빈곤에 영향을 미치고 있음을 밝혔다. 이러한 분석결과는 많은 선행 국내외 연구자들이 지적한 바와 같이 빈곤에 영향을 미치는 가족, 노동시장, 사회보장체계 등의 중층적 결절점에 성(gender)이 놓여져 있기 때문에, 성(gender)의 차원을 고려하지 않고서는 빈곤문제의 본질에 제대로 접근할 수 없다는 것을 보여주는 것이다.
- 4 %로 다시 낮아졌고, 거의 1997년 수준으로 회복하고 있다. 또한 성적빈곤격차에 대한 변화를 살펴보면, 경제위기 이전에 여성가구주의 빈곤위험은 남성가구주에 비하여 3.75배 수준이었는데, 경제위기를 겪는 과정에서는 남성가구주 가구의 빈곤율 증가율이 여성가구주 가구의 최고 2.6배에 이르고 가구주 성별간의 빈곤위험도 2.34배 수준까지 축소되는 등 경제위기 과정에서 빈곤위험이 성별간에 보편화되는 경항을 보였다. 그러나 경제위기를 회복하는 과정에서 여성가구주의 빈곤위험은 남성가구주의 3.
- 0% 감소하는 것으로 나타났다. 또한 임시일용직임금근로자 > 자영자 > 상용직임금근로자 순으로 빈곤에 떨어질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다 무직은 유의미한 변수로 나타나지 않았다. 임시일용직임금근로자의 경우 자영자 대비 빈곤확률이 55.
- 0%로 여성가구주 가구의 빈곤위험이 남성가구주 가구의 3배에 이르는 것으로 나타났다. 또한, 가구주 연령별 빈곤가구 비율을 보면, 20세 미만의 경우 여성가구주와 남성가구주 가구의 빈곤율은 9.7% 10.0% 로 유사하나, 20-64세 연령층의 경우 여성가구주 가구는 11.8%, 남성가구주 가구는 5.3%로 20-64세 여성가구주 가구의 빈곤위험이 2.2배나 높은 것으로 나타났다. 20-64계층이 근로연령계층이고 미성년자녀를 양육하는 연령계층이라는 점에서 이들 연령계층의 빈곤위험이 남성가구주 가구에 비해 특별히 높다는 것은 여성가구주 가구에 대한 자활, 사회보장정책에서 성인지적 접근이 필요함을 보여주는 것이다.
- 가구주 취업특성을 독립변수로 한 Model 2의 경우, 로지스틱 회귀분석 결과 무직 > 임시일용직임금근로자 > 자영자 > 상용직임금근로자 순으로 빈곤에 떨어질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 무직의 경우 자영자보다 빈곤에 떨어질 확률이 207% 증가하며, 임시일용직임금근로자의 경우 자영자 대비 빈곤확률이 67.3% 증가하는 반면, 상용직임금근로자의 경우 자영자 대비 빈곤확률이 84.2%로 감소하는 것으로 나타났다. 또한 가구주 종사산업의 경우에는 농림수산업에 종사하는 경우 제조업에 비해 빈곤확률이 222% 증가하는 것으로 나타났다.
- 2% 감소하는 것으로 나타났다. 미성년자녀를 가진 남성가구주 가구의 경우 무직이 유의미한 영향요인인데 반하여 미성년자녀를 가진 여성가구주 가구의 경우에는 무직이 유의미하지 않게 나타났다. 이는 여성의 경우 재산이 있는 경우 선택적 무직이 이루어지는 경우도 상당수 있기 때문인 것으로 해석된다.
- 미성년자녀를 가진 전체가구의 빈곤 영향요인을 분석한 결과, 무직과 성의 상호작용효과를 통제한 결과, 가구주의 성이 빈곤에 영항을 미치는 유의미한 요인으로 나타났다. 미성년자녀를 가진 여성가구주의 빈곤위험이 남성가구주에 비해 무려 74.4% 높은 것으로 나타났다. 또한 교육수준은 전체 빈곤가구 분석시와 마찬가지로 강력한 빈곤영향 요인으로 나타나 교육연수 1년이 증가하는 경우 빈곤위험은 14.
- 미성년자녀를 가진 전체가구의 빈곤 영향요인을 분석한 결과, 무직과 성의 상호작용효과를 통제한 결과, 가구주의 성이 빈곤에 영항을 미치는 유의미한 요인으로 나타났다. 미성년자녀를 가진 여성가구주의 빈곤위험이 남성가구주에 비해 무려 74.
- 빈곤 여성가구주 가구의 가구규모별 빈곤율을 살펴보면, 최저생계비 기준으로 1996년의 경우 빈곤율은 1인 가구 12.4%, 2인 가구 6.7%, 3인 가구 7.3%, 4인 이상 가구 8.0%로 나타나, 1인 가구의 빈곤율이 가장 높은 것으로 나타났다. 2000년의 경우에도 빈곤율은 1인 가구 31.
- 빈곤 여성가구주 가구의 결혼상태별 빈곤율을 살펴보면, 최저생계비 기준으로 1996년의 경우 빈곤율은 유배우 5.6% , 무배우 10.8%로 나타나, 무배우의 경우에 빈곤율이 약 2배 가량 높은 것으로 나타났다. 2000년의 경우에도 빈곤율은 유배우 11.
- 빈곤 여성가구주 가구의 고용형태별 빈곤율을 살펴보면, 최저생계비 기준으로 빈곤율은 정규직의 경우 1996년 7.1%에서 2000년 9.1%로 2% 포인트 증가한데 비하여, 비정규직의 경우 1996년 13.1%에서 2000년 22.5%로 무려 9.4% 포인트 증가한 것으로 나타났다. 빈곤율 증가율 면에서도 동기간 비정규직의 경우 빈곤율이 71.
- 빈곤 여성가구주 가구의 학력별 빈곤율을 살펴보면, 최저생계비 기준으로 1996년의 경우 빈곤율은 무학 35.7%, 초등학교 8.3%, 중학교 5.0%, 고등학교 2.5%, 전문대학 4.0%, 대학교 17%로 나타나, 여성가구주가 무학일 경우 빈곤율이 현격히 높으며, 대체로 학력이 낮을수록 빈곤율이 높아 학력과 빈곤율이 반비례 관계인 것으로 나타났다. 2000년의 경우에도 빈곤율은 무학 58.
- 빈곤 여성가구주의 연령별 빈곤율을 살펴보면, 최저생계비 기준으로 1996년의 경우 빈곤율이 20세 미만이 18.2%, 20-64세가 4.5%, 65세 이상이 34.4%로 나타나, 65세 이상 노령계층의 빈곤율이 가장 높고 20세 미만의 미성년가구주 가구의 빈곤율도 높은 것으로 나타났다. 2000년의 경우에도 빈곤율은 20세 미만이 18.
- 빈곤율 증가율을 보면, 1인 가구가 157.3% 증가하였고, 그 다음으로 2인 가구 104.5%, 3인 가구 82.2%, 4인 가구 이상은 62.5% 증가한 것으로 나타났다. 변화폭의 면에서도 1인 가구가 19.
- 한편, 전체 빈곤가구 분석시와 달리 미성년자녀를 가진 빈곤가구 분석의 경우, 무직이 자영자에 비해 유의미하게 빈곤위험이 높은 것으로 나타났다. 성과 무직의 상호작용효과를 통제한 경우, 무직은 자영자에 비해 빈곤위험이 무려 621% 높은 것으로 나타났으며, 상용직임금근로자는 자영자에 비해 빈곤위험이 87.1% 낮은 것으로 나타났다. 임시일용직근로자의 경우에는 자영자에 비해 빈곤위험이 62.
- 셋째, 절대빈곤율과 상대빈곤율의 변화양상을 비교해 보면, 그 전반적인 양태는 절대빈곤율과 유사하지만, 절대빈곤율의 변화가 큰 폭으로 이루어진 반면, 상대빈곤율의 변화는 비교적 큰 변화가 없는 양상을 보여주고 있다. 이는 전체 소득수준의 동향을 반영하는 상대빈곤선의 경우 경제상황에 따라 같이 연동하기 때문인 것으로 분석된다.
- 여섯째, 여성가구주 빈곤가구 영향요인과 남성가구주 빈곤가구 영향요인을 각각 로지스틱 회귀분석한 결과, 가구주 인적특성면에서는 가구주 성별 빈곤가구간에 동일한 결과를 나타내고 있으며, 가구주 취업 특성면에서는 여성가구주의 경우 자영자에 비하여 상용직 임금근로자의 비빈곤확률이 유의미하지 않은 것으로 나타난 반면, 남성가구주의 경우 자영자에 비하여 상용직임금근로자의 빈곤확률은 84% 감소하는 것으로 나타났다. 이러한 남녀 가구주의 차이는 여성의 경우 상용직임금근로자라고 하더라도 낮은 임금으로 인하여 자영자보다 높은 소득이 보장되지 않기 때문인 것으로 해석된다.
- 여성가구주 가구 중 빈곤가구 비율은 21.0 %이고, 남성가구주 가구 중 빈곤가구 비율은 7.0%로 여성가구주 가구의 빈곤위험이 남성가구주 가구의 3배에 이르는 것으로 나타났다. 또한, 가구주 연령별 빈곤가구 비율을 보면, 20세 미만의 경우 여성가구주와 남성가구주 가구의 빈곤율은 9.
- 5배인 45,8%였다. 여성가구주 가구 중 빈곤가구 비율은 21.0%로 남성가구주 가구 중 빈곤가구 비율 7.0%에 비해 3배로 나타났으며, 가구원을 감안한 빈곤율 역시 여성가구주 가구의 빈곤율이 16,9%로 남성가구주 가구의 7.9% 보다 2.6배 높았다. 또한 가구주 연령별로 20-64세 연령계층의 여성가구주 가구의 빈곤위험이 남성가구주 가구에 비해 2.
- 0%로 다시 낮아졌고, 1997년 수준으로 회복하고 있다. 여성가구주 가구의 빈곤위험은 남성가구주 가구에 비하여 최저 2.4배에서 최고 3.1배까지 높은 것으로 나타났으며, 여성가구주 가구가 남성가구주 가구보다 빈곤율이 최저 12.6% 포인트에서 최고 15.2% 포인트 높은 것으로 나타났다. 경제위기 이전에 여성가구주의 빈곤위험은 남성가구주에 비하여 3.
- 1996년과 2000년의 빈곤 여성가구주의 결혼상태별 분포의 변화를 살펴보면, 변화율 및 변화폭 모두에서 무배우의 경우 유배우의 경우보다 빈곤율의 증가가 현저한 것으로 나타났다. 유배우의 경우 빈곤율이 100% 증가한 반면, 무배우의 경우 136% 증가하였으며, 단순 변화폭의 면에서도 유배우의 경우 5.6% 포인트 증가하였으나, 무배우의 경우에는 14.7% 포인트 증가한 것으로 나타났다.
- 즉, 남성가구주 가구의 경우 급작스런 경제위기로 실업위기를 겪으면서 빈곤층으로 전락했다가 비교적 빠르게 제자리로 회복하는 모습을 보이는 반면, 여성가구주 가구의 경우 경제위기 여파가 그 당시 뿐만 아니라 장기간 영힘을 미치며 그 회복과정도 더딘 것으로 나타났다. 이는 경제위기 이전인 1997년 빈곤율과 경제위기가 회복된 2002년 빈곤율을 비교해 보더라도, 남성가구주 가구의 경우 빈곤율이 경제위기 이전 수준으로 거의 회복된 것으로 나타나는 반면, 여성가구주 가구의 경우 경제위기 이전보다 거의 3% 포인트 높은 빈곤율을 보이며 경제위기 이전의 2/3 수준으로만 회복된 것으로 나타나는 것에서 확인된다. 즉, 여성가구주 가구의 경우 경제위기를 거치면서 빈곤층으로 전락한 다수가 빈곤층에 계속 머물게 되는 빈곤의 고착화 현상이 관찰된다.
- 이상과 같은 분석결과를 통하여, 본 연구에서는 선진국에서 관찰된 빈곤의 여성화 경향파 마찬가지로 한국 사회에서도 빈곤의 여성화 현상을 실증할 수 있었으며, 빈곤의 성적격차의 심각성을 밝힐 수 있었다 한국에서도 최근 고령화의 급속한 진전으로 여성노인가구가 증가하는 한편 이혼 · 사별 등 가족해체 증가로 인한 모자가구의 증가로 날이 갈수록 여성가구주 가구의 비중이 높아지고 있으며, 그 증가폭보다 더 빠른 속도로 여성가구주 가구의 빈곤율이 증가하고 있음을 확인하였다. 증가하는 여성가구주 가구의 주요 집단인 여성노인가구의 절반 이상이 빈곤하고, 이혼 · 사별로 인한 모자가구의 상당수도 여성가구주의 낮은 인적자본과 노동시장에서의 열악한 지위로 인하여 빈곤집단으로 전락하고 있기 때문이다.
- 여타의 측면에서는 전체 빈곤가구 분석 결과와 동일한 결과를 보이고 있다. 이와 같이 볼 때, 취업특성 이외에 여성가구주와 남성가구주의 빈곤 영향요인은 차이가 없는 것으로 나타났다.
- 이와 같이 절대빈곤율 및 상대빈곤율 모두 경제위기를 겪는 과정에서 빈곤위험의 보편적 증가로 여성가구주 가구와 남성가구주 가구간에 빈곤위험의 배수는 감소하였으나, 빈곤율의 격차는 더욱 확대된 것으로 나타났다. 즉, 경제위기 과정의 대량실업의 여파가 비교적 안정적인 근로소득을 갖고 있던 남성가구주 가구를 빈곤층으로 전락시키는 결과를 낳음으로써, 경제위기 이전의 낮은 빈곤율이 경제위기 과정의 급격한 빈곤율의 증가를 더욱 극적으로 대비시키고 있다.
- 일곱째, 미성년자녀를 가진 전체가구의 빈곤 영향요인을 분석하는 과정에서 무직과 성의 상호작용효과를 통제한 결과, 가구주의 성이 빈곤에 영항을 미치는 유의미한 요인으로 나타났다. 미성년자녀를 가진 여성가구주의 빈곤위험이 남성가구주에 비해 무려 74.
- 또한 임시일용직임금근로자 > 자영자 > 상용직임금근로자 순으로 빈곤에 떨어질 확률이 유의미하게 높은 것으로 나타났다 무직은 유의미한 변수로 나타나지 않았다. 임시일용직임금근로자의 경우 자영자 대비 빈곤확률이 55.0% 증가하는 반면, 상용직임금근로자의 경우 자영자 대비 빈곤확률이 81.9% 감소하는 것으로 나타났다. 또한 가구주 종사산업의 경우에는 도소매판매업, 음식숙박업, 기타서비스업, 농림수산업에 종사하는 경우 제조업에 비해 빈곤확률이 높은 것으로 나타났다.
- 첫째, 한국 사회에서 빈곤의 여성화가가 확인되었다. 전체 빈곤인구 중 빈곤여성의 비중은 55%였으며, 빈곤가구 중 여성가구주 비율은 전체 가구 중 여성가구주 비율인 18.5%의 2.5배인 45,8%였다. 여성가구주 가구 중 빈곤가구 비율은 21.
- 또한 상용직임금근로자의 경우에도 앞의 분석결과와 마찬가지로 남성가구주와 여성가구주간의 빈곤에 영항을 미치는 내용이 상이한 것으로 나타났다. 즉 여성가구주의 경우 자영자에 비해 상용직임금근로자의 빈곤확률이 유의미하지 않은 것으로 나타난 반면, 남성가구주의 경우 상용직임금근로자의 경우 자영자보다 빈곤위험이 84% 감소하는 것으로 나타났다. 다른 결과들은 전체 여성가구주와 남성가구주를 분석한 결과와 유사한 것으로 나타났다.
- 그 결과 예상했던 바와 같이, 무직과 성의 상호작용변수가 강력하게 유의미한 것으로 나타났으며, 이를 통제한 결과 성이 빈곤에 영항을 미치는 유의미한 변수로 나타났다. 즉, 가구주가 여성인 경우 남성인 경우보다 빈곤확률이 24% 증가하는 것으로 나타났다. 그러나 무직 변수는 가구주 성에 따른 모순적 영향 폭은 연령제곱의 강력한 영향에 의해서 Model 5에서도 역시 유의미한 변수로는 나타나지 않았다.
- 남성가구주 가구의 경우 경제위기가 본격화된 1998년에 빈곤율이 급증하는 양상을 보이다가 1999년에는 그 증가율이 주춤하면서 2000년 이후에는 빈곤율이 급격히 감소하는 양상을 보이고 있는 반면, 여성가구주 가구의 경우 1998년에 빈곤율이 급증하는 것은 동일하지만 1999년에도 상당한 수준의 증가를 보이고 2000년 이후에도 빈곤율의 감소폭이 상대적으로 작다는 것이다. 즉, 남성가구주 가구의 경우 급작스런 경제위기로 실업위기를 겪으면서 빈곤층으로 전락했다가 비교적 빠르게 제자리로 회복하는 모습을 보이는 반면, 여성가구주 가구의 경우 경제위기 여파가 그 당시 뿐만 아니라 장기간 영힘을 미치며 그 회복과정도 더딘 것으로 나타났다. 이는 경제위기 이전인 1997년 빈곤율과 경제위기가 회복된 2002년 빈곤율을 비교해 보더라도, 남성가구주 가구의 경우 빈곤율이 경제위기 이전 수준으로 거의 회복된 것으로 나타나는 반면, 여성가구주 가구의 경우 경제위기 이전보다 거의 3% 포인트 높은 빈곤율을 보이며 경제위기 이전의 2/3 수준으로만 회복된 것으로 나타나는 것에서 확인된다.
- 본 연구의 주요 분석결과 및 정책파제를 정리하면 다음과 같다. 첫째, 한국 사회에서 빈곤의 여성화가가 확인되었다. 전체 빈곤인구 중 빈곤여성의 비중은 55%였으며, 빈곤가구 중 여성가구주 비율은 전체 가구 중 여성가구주 비율인 18.
- 65세 이상 노인이 가구주인 가구의 경우, 10가구 중 4가구가 빈곤한 것으로 나타났다. 특히 그 중에서도 여성노인 가구주 가구의 경우 빈곤율이 56.1%로 10가구 중 5-6가구가 빈곤한 것으로 나타났으며, 남성노인 가구주 가구의 경우 빈곤율이 29.3%로 나타나 여성노인 가구주 가구의 빈곤위험이 역시 1.9배 높았다. 가구주 성별 가구원을 감안한 빈곤율에서는 여성가구주 가구의 빈곤율이 16.
- 전체변수를 투입한 Model 4의 경우 각각의 특성별 변수들을 투입한 경우와 몇 가지 점에서 중요한 차이를 보였다. 특히, 가구주 성의 경우 가구주 인적특성만 투입하였던 Model 1에서는 가구주 성이 빈곤에 영항을 미치는 유의미한 변수로 나타났으나, 가구주 취업특성과 가구특성의 변수가 통제변수로 투입된 경우에는 가구주 성 그 자체로는 빈곤에 영향을 미치는 유의미한 변수로 나타나지 않았다. 이는 상당히 주의깊게 살펴봐야 하는 결과로서, 여성이라는 생물학적 특성이 가구의 빈곤에 영향을 미치는 것이 아니라, 사회적 존재로서의 여성이 가지게 되는 노동시장에서의 특성, 가구특성이 결국 여성이 남성보다 빈곤위험에 높게 노출되는 데 결정적 영향을 미치는 것을 의미한다고 하겠다.
- 2%로 가장 높았으며, 경제위기를 겪으면서 빈곤율이 변화율이 가장 컸던 연령층은 근로연령계층인 20-64세 여성가구주였고, 65세 이상 노령 여성가구주의 빈곤율도 큰 폭으로 증가하였다. 학력과 여성가구주 빈곤율은 정확히 반비례하는 것으로 나타났다. 즉 무학의 경우 빈곤율이 58.
- 한편, 가구주 인적특성, 가구주 취업특성, 가구특성을 모두 독립변수로 투입한 Model 4에서는 가구주 성은 유의미하게 나타나지 않았으며, 가구주 연령이 낮거나 혹은 매우 높은 경우에, 가구주 교육수준이 낮을수록, 무배우인 경우 빈곤상태에 놓여질 위험이 유의미하게 높은 것으로 나타났다. 다른 독립변수들 수준이 일정할 때 교육수준이 1년 증가할 때 빈곤에 떨어질 확률은 13.
- 이는 성 자체보다는 사회적 존재로서의 여성이 가지게 되는 노동시장에서의 특성, 가구특성이 결국 여성이 남성보다 빈곤위험에 높게 노출되는 데 결정적 영항을 미치는 것을 의미하는 것으로, 즉 여성 가구주의 노동시장의 참여 여부와 참여의 질이 남성가구주와의 빈곤위험도에 결정적으로 영형을 미친다고 해석할 수 있다. 한편, 성과 무직 변수간의 상호작용을 통제한 상태에서, 가구주 인적특성, 취업특성, 가구특성 등 모든 변수를 투입하여 빈곤가구 영향요인을 분석한 결과에서는 성이 빈곤에 영향을 미치는 유의미한 변수로 나타났다.
- 또한 무배우의 경우 유배우에 비하여 빈곤위험이 무려 331% 증가하는 것으로 나타났다. 한편, 전체 빈곤가구 분석시와 달리 미성년자녀를 가진 빈곤가구 분석의 경우, 무직이 자영자에 비해 유의미하게 빈곤위험이 높은 것으로 나타났다. 성과 무직의 상호작용효과를 통제한 경우, 무직은 자영자에 비해 빈곤위험이 무려 621% 높은 것으로 나타났으며, 상용직임금근로자는 자영자에 비해 빈곤위험이 87.
후속연구
- 또한 여성가구주 가구의 빈곤율을 남성가구주 가구의 빈곤율과 비교함으로써 빈곤의 성적격차(gender-poverty gap)를 분석한다. 또한 본 연구에서는 빈곤대책에 대한 시사점에서 유의미한 자료를 제공할 수 있는 연령별로 남성가구주과 여성가구주의 빈곤율을 비교하는 접근도 시도할 것이다. 빈곤율을 계측하는 과정은, 빈곤이 개인단위가 아니라 가구단위의 소득으로 측정되므로 먼저 빈곤가구를 파악하여야 한다.
- 따라서 여성가구주의 연령계층, 학력, 부양가족의 특성을 고려하여 실질적인 탈빈곤이 이루어질 수 있는 고용 및 소득보장대책이 마련되어야 할 것이다. 특히 이혼 · 사별 등 급작스런 가족 해체로 인하여 경제적 자립위기에 직면한 여성가구주 가구의 경우에 특별한 정책적 배려하에 당장의 빈곤계층이 아니더라도 빈곤계층에 준하는 경제적 · 사회적 지원을 통하여 사전적으로 빈곤을 예방하는 정책적 조치가 필요할 것으로 보여진다. 또한 평균수명 연장과 함께 더욱 심각해질 여성노인 빈곤문제에 대한 공적 소득보장체계내에서의 정책적 대응이 긴요할 것으로 보여진다.
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