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문제 정의
- 본 연구의 연구목적은 근로빈곤의 사회구조적 원인에 대한 분석이다. 동태적인 관점에서 우리나라에서 근로빈곤을 발생 · 확대시키는 사회구조적 요인들을 실증하고자 한다. 경제개발시대의 환상에서 벗어나지 못하고 있는 우리 사회의 주류는, 경제성장과 그 효과로 인한 탈빈곤이라는 단순 선형관계에 대한 자유주의적 신화를 여전히 믿고 있다.
- 경제개발시대의 환상에서 벗어나지 못하고 있는 우리 사회의 주류는, 경제성장과 그 효과로 인한 탈빈곤이라는 단순 선형관계에 대한 자유주의적 신화를 여전히 믿고 있다. 본 연구는 근로빈곤의 구조적 동인과 발생구조에 대한 학문적 탐구를 증진시키고 실천적 관심을 환기하는 출발이 된다고 생각한다.
- 오일 쇼크 이후 주요 선진국들이 겪었던 대량생산체계의 생산성 하락, 양적 성장의 한계 도달, 경제양극화 같은 경제 성숙단계의 징후를 겪었고 포드주의 축적체계의 동요와 위기가 확산돼 온 것이다4). 본 연구에서는 IMF 경제위기를 일시적인 현상이 아닌 경제구조 변화의 결정적인 계기로 간주했고, IMF 경제위기 이후의 시기가 근로빈곤에 유의한 영향을 미쳤는지 실증해 보고자 했다. 이에 따라, 한국형 포드주의의 위기와 포드주의 이후의 경제성숙단계 진입의 계기로서 IMF 경제위기를 더미변수화 해 1982-1997년을 0, 1998-2004년을 1로 투입했다.
- 그런 점에서 성장만능론은 구조적인 빈곤을 극복하는데 무기력할 수밖에 없다. 본 연구의 실증결과는 성장의 신화(神話)에 대한 자유주의적 기대가 근거 없다는 점을 확인시켜 줬다는 점에서 이에 대한 사회적 논의와 성찰이 필요하다는 점을 제시해 준다.
- 그렇지만 장기적인 차원에서 사회구조적 요인과 근로빈곤의 발생 · 확대와의 인과관계를 동태적으로 규명하려는 연구2)는 눈에 띄지 않는다. 본 연구의 연구목적은 근로빈곤의 사회구조적 원인에 대한 분석이다. 동태적인 관점에서 우리나라에서 근로빈곤을 발생 · 확대시키는 사회구조적 요인들을 실증하고자 한다.
제안 방법
- 넷째, 다중공선성을 검색 및 처치했다. 독립변수의 의미는 각각의 변수를 적용했던 선행 연구와 이론에서 검증됐기 때문에 변수의 축소하거나 통합하지 않고, 표준화 방법에 의한 다중공선성 제거를 시도했다.
- 다섯째, 이분산성을 검정 및 처치했다. 전체 회귀모형에 대한 이분산성 검정에는 잔차의 제곱( # )과 종속변수에 대한 산점도 분석과 화이트(White)의 이분산 검정법을 사용했다(남준우․이한식, 2002:204-206).
- 넷째, 다중공선성을 검색 및 처치했다. 독립변수의 의미는 각각의 변수를 적용했던 선행 연구와 이론에서 검증됐기 때문에 변수의 축소하거나 통합하지 않고, 표준화 방법에 의한 다중공선성 제거를 시도했다. 변수 표준화 방법은 변수들 간의 다중상관을 변화시키지 않은 채 다중공선성으로 인한 부정확한 계산의 문제를 상당히 완화시켜 준다는 장점이 있다(김두섭 · 강남준, 2000:225-228).
- 둘째, 회귀모형의 공적분 관계와 선형성 가정 충족 여부를 검토했다. 회귀식의 기본 가정을 충족시키지 않으면, 지수모형, 역함수모형, Box-Cox 변환 등 분산안정화 변환을 통해 적절한 모형을 선택하도록 권고된다(김연형, 2001: 158-160).
- 둘째, 표본 자료의 제한으로 인해 1970년대에 대해서는 연구할 수 없었고, 짧은 기간이었기 때문에 포드주의 이후의 모델을 별도로 만들 수 없었다. 따라서 1998-2004년(IMF 경제위기) 더미를 변수로 투입해 이전 기간과의 변화를 실증하고, 추세분석, 상관분석을 통해 보충적으로 논의했다. 그럼에도 불구하고 본 연구의 실증은 각 시기에 대해 인과관계를 엄밀하게 검증하는 수준은 못된다.
- 넷째, 고용 수준에 대해, 노동시장의 상황을 나타내는 대표적인 지표로는 실업률이 있는데, 통계작성상의 한계로 인해 현실과 괴리될 수 있다. 따라서 고용수준을 나타나는 요인으로 고용률을 대리변수로 삼고, 취업자 수/15세 이상 인구로 측정했다. 다섯째, 노동시장 유연화의 주요 지표로 비정규직의 확대를 채택했다.
- 빈곤선 설정의 목적 중에는 빈곤계층 보호의 기준을 제시하기 위한 것도 있고, 빈곤층의 경우 이론적으로 소비가 소득보다 커서 실질적인 재정적 능력을 반영하지 못할 우려가 있다(황덕순, 2005). 따라서 본 연구에서는 경상소득(근로소득 + 사업소득 + 부업소득 + 재산소득 + 공 · 사 이전소득)을 기준 소득으로 삼았다.
- 또, 회귀모형이 선형성 가정을 충족시키고 대부분의 변수가 AR(0)인 것으로 나타나, 오차수정모형의 적용도 효용성이 없는 것으로 판단됐다. 따라서 원 회귀모형을 투입해 분석했다.
- 둘째, 경제개방으로 인한 교역부문과 국내부문의 관계에 대해서는, 여러 연구에 의하면, 대외무역 확대가 고용축소나 빈곤 확대에 미치는 영향은 그리 크지 않다(Rowthorn & Ramaswamy, 1998; Rodric, 1997; Rowthorn & Wells, 1987). 따라서, 본 연구에서는, 자본자유도를 경제의 세계화를 대표 하는 대리변수로 삼았다. 자본자유도를 나타내는 대리지표는 GDP 대비 FDI(foreign fixed capital formation, 외국인이 주식 인수와 함께 경영에 직접 참여하는 형태로서 자기자본 · 이익잉여금 · 직접 차관으로 구성) 비중을 사용했다(김혜선 · 김태일, 2004).
- 분석절차는 위의 <표 2>에 정리된 바와 같다. 먼저, 회귀식의 변수오차(errors-in-variables)현상을 통제하기 위해 독립변수가 1년의 시차를 두고 종속변수에 영향을 미치는 모형을 우선적으로 검토했다. 단위근이 존재하는 불안정 시계열로 인한 회귀식의 가성적 관계(spurious relationship)의 현상의 발생이 관측될 때 2년 시차 모형이 고려된다(이종원 · 이상돈, 1996:159-160).
- 첫째, 경제성장은 공급경제주의의 기반을 제공해 준다는 점에서 non-zero sum 게임의 환경을 조성해 줄 수 있다(DiNitto and Dye, 1995: 34-37). 본 연구에서는 GDP 성장률을 대리변수로 사용했다. 둘째, 경제개방으로 인한 교역부문과 국내부문의 관계에 대해서는, 여러 연구에 의하면, 대외무역 확대가 고용축소나 빈곤 확대에 미치는 영향은 그리 크지 않다(Rowthorn & Ramaswamy, 1998; Rodric, 1997; Rowthorn & Wells, 1987).
- 셋째, 일반적으로 탈산업화를 측정하는 대리변수로는 전체 취업자 수 대비 제조업 취업자 수의 비중, 실질 GDP 대비 제조업 실질 부가가치 총액 등을 사용한다(Rowthorn and Ramaswamy, 1998). 본 연구에서는 전체 취업자 수 대비 제조업 취업자 수를 대리변수로 삼았다. 넷째, 고용 수준에 대해, 노동시장의 상황을 나타내는 대표적인 지표로는 실업률이 있는데, 통계작성상의 한계로 인해 현실과 괴리될 수 있다.
- 셋째, 회귀모형의 자기회귀, 혹은 계열상관 현상을 통계적으로 검토, 처치했다. 자기회귀 현상에 대한 통계적 검토에는 더빈-왓슨(Dubin-Watson) 값과 LM(Lagrange Multiplier) 검정법을 함께 사용했다(남준우 · 이한식, 2002:218-222).
- 본 연구에서는 IMF 경제위기를 일시적인 현상이 아닌 경제구조 변화의 결정적인 계기로 간주했고, IMF 경제위기 이후의 시기가 근로빈곤에 유의한 영향을 미쳤는지 실증해 보고자 했다. 이에 따라, 한국형 포드주의의 위기와 포드주의 이후의 경제성숙단계 진입의 계기로서 IMF 경제위기를 더미변수화 해 1982-1997년을 0, 1998-2004년을 1로 투입했다.
- 이를 경상GDP에 대비해 국민부담률을 설정했다. 일반회계 세출기능별 규모 추이 중 교육비를 제외한 사회개발비 지출 규모를 사회복지지출로 채택했다.
- 다섯째, 노동시장 유연화의 주요 지표로 비정규직의 확대를 채택했다. 자료의 특성을 감안해 전체 피용인 중 임시 · 일용직의 비율을 대리변수로 삼았다. 여섯째, 분배제도 변수로서의 복지제도의 수준은 사회복지지출(social expenditure)로 측정 가능하다.
대상 데이터
- 본 연구는 통계청의 1982년부터 2004년까지 23년 간 원자료를 사용했다.
데이터처리
- 본 연구에서는 다중회귀분석을 실시했다. 그런데, 거시 시계열자료를 활용한 회귀분석은 독립 및 종속변수 간 차수 조정과 분산 안정화 변환 등 변수오차현상에 대한 통계적 고려와 함께 자기회귀, 다중공선성, 이분산성에 대한 검토 및 처치5)가 필요하다.
이론/모형
- 1998). 가구균등화지수는 OECD 가구 균등화 지수(Atkinson, 1998)를 사용했다.
- 본 연구에서는 빈곤가구 측정의 기준으로, 중위소득의 40%를 사용했다. 그 현실적인 이유는, 2000년 4인 가족 대상 최저생계비가 4인 가족 중위소득의 40%에 약간 모자라는 액수라는 점을 고려했다.
- 전체 회귀모형에 대한 이분산성 검정에는 잔차의 제곱( # )과 종속변수에 대한 산점도 분석과 화이트(White)의 이분산 검정법을 사용했다(남준우․이한식, 2002:204-206). 이분산성을 통제하기 위해 가중최소제곱(WLS, weighted least squares) 방식을 적용했다. WLS 방식은 잔차의 분포형태를 고려해 회귀계수를 산출하는 방식8)이다(남준우 · 이한식, 2002:206-209).
- 셋째, 회귀모형의 자기회귀, 혹은 계열상관 현상을 통계적으로 검토, 처치했다. 자기회귀 현상에 대한 통계적 검토에는 더빈-왓슨(Dubin-Watson) 값과 LM(Lagrange Multiplier) 검정법을 함께 사용했다(남준우 · 이한식, 2002:218-222). 회귀모형의 회귀방정식을 OLS로 추정하되, 모수절약의 원칙에 따라 AR(0) 모형, 즉 확률과정이 1차(first order) 정상적이어서 1차원 분포함수가 시점에 관계없이 불변인 # ∼ I(0)의 정상시계열 과정부터 적용했다.
- 따라서, 본 연구에서는, 자본자유도를 경제의 세계화를 대표 하는 대리변수로 삼았다. 자본자유도를 나타내는 대리지표는 GDP 대비 FDI(foreign fixed capital formation, 외국인이 주식 인수와 함께 경영에 직접 참여하는 형태로서 자기자본 · 이익잉여금 · 직접 차관으로 구성) 비중을 사용했다(김혜선 · 김태일, 2004). 셋째, 일반적으로 탈산업화를 측정하는 대리변수로는 전체 취업자 수 대비 제조업 취업자 수의 비중, 실질 GDP 대비 제조업 실질 부가가치 총액 등을 사용한다(Rowthorn and Ramaswamy, 1998).
- 다섯째, 이분산성을 검정 및 처치했다. 전체 회귀모형에 대한 이분산성 검정에는 잔차의 제곱( # )과 종속변수에 대한 산점도 분석과 화이트(White)의 이분산 검정법을 사용했다(남준우․이한식, 2002:204-206). 이분산성을 통제하기 위해 가중최소제곱(WLS, weighted least squares) 방식을 적용했다.
성능/효과
- 1) 가구소득은 OECD 가구 균등화 지수로 조정된 경상소득 기준임.
- 이는 포드주의 확립부터 최근까지의 성장과 빈곤 완화 간의 선형 관계가 부재하다는 외국의 연구(Brady, 2005)와 일치한다. IMF 경제위기의 영향으로 경제성장률이 급격히 감소한 것은 전체 기간중 일부에 불과하다는 점을 감안할 때, 성장 우선론자들의 통념과는 달리 포드주의 성장기도 우리나라에는 성장과 탈빈곤 간의 단순 선형관계는 유지돼 오지 않았고, IMF 경제위기 이후의 경제성장은 근로빈곤층 규모 변화에 정적인 영향을 미쳤던 것으로 나타났다. 1990년대 초반 이후 미국형의 시장 경제 모델을 급속히 도입했고, IMF 경제위기는 이와 같은 경제구조를 확립하는 결정적인 계기였는데 (국민경제자문회의, 2005), 그 결과 경제가 성장함에도 불구하고 빈곤수준을 악화시키고 있었다.
- 넷째, 고용률은 근로빈곤층 규모 변화와 미미한 부적 상관관계(-.194)에 있었다. 그런데 IMF 경제 위기 이전에는 유의한 부적 상관관계(-.
- 넷째, 고용률은 회귀계수가 -.470(p<.05)으로, 근로빈곤층 규모 변화에 유의하게 부적인 영향을 미쳤던 것으로 나타났다. 1980년대 이후 최근까지 우리나라에서의 고용 증가는 근로빈곤을 완화하는데 영향을 미쳤다는 결과는 포드주의 성장기의 영향이다.
- 따라서 고용수준을 나타나는 요인으로 고용률을 대리변수로 삼고, 취업자 수/15세 이상 인구로 측정했다. 다섯째, 노동시장 유연화의 주요 지표로 비정규직의 확대를 채택했다. 자료의 특성을 감안해 전체 피용인 중 임시 · 일용직의 비율을 대리변수로 삼았다.
- 다섯째, 임시 · 일용직 비중은 회귀계수는 .398(p-value .342)로 나타났지만 통계적으로 유의하지는 않았고 유의확률도 낮은 수준이어서, 전체 기간의 근로빈곤층 규모 변화 간에 의미 있는 인과관계가 있었다고 볼 수는 없다. IMF 경제위기 이전에는 임시 · 일용직 비중과 근로빈곤 간에는 의미 있는 인과관계가 있지 않았던 것으로 판단되는데, 이는 이 시기의 임시 · 일용직과 상용직 간에는 고용형태별 임금격차 심화되지 않았다는 실증(전병유 · 김복순, 2005)과도 관련이 있다.
- 다섯째, 임시 · 일용직 비중은 근로빈곤층 규모 변화와 미미한 정적 상관관계(.100)에 있었다. IMF 경제위기 이전에는 부적 상관관계(-.
- 둘째, 본 연구가 우리의 성장모델에 주는 의미는 미국식 자본주의 모델을 급속히 도입한 뒤의 사회적 성취는 부정적이라는 점이다. 우리 사회 주류의 통념과는 달리, 포드주의 이후의 환경에서, 우리가 추구해 온 성장모델은 근로빈곤 완화에 만병통치약이 될 수 없다.
- 둘째, 자본자유도는 근로빈곤층 규모 변화와 약한 정적 상관관계(.283)가 있었다. 그런데 IMF 경제 위기 이전(.
- 둘째, 자본자유도는 회귀계수가 -.929(p<.05)로 나타나, 근로빈곤층 규모 변화에 통계적으로 유의하게 부적인 영향을 미쳤던 것으로 나타났다. 이와 같은 실증 결과는, 앵글로색슨형 모델로 클럽 수렴하거나 하향수렴가설이 적용될 것이라는 통념과는 다른 것이다.
- 특히, 음(-)의 수치를 갖는 경제성장률 변수의 속성 때문에 독립변수 변환 시 역(逆)함수 모형을 설정할 수밖에 없어 회귀계수의 해석에 어려움이 예상됐다. 또, 회귀모형이 선형성 가정을 충족시키고 대부분의 변수가 AR(0)인 것으로 나타나, 오차수정모형의 적용도 효용성이 없는 것으로 판단됐다. 따라서 원 회귀모형을 투입해 분석했다.
- 셋째, 사회복지지출(국민부담률)은 근로빈곤을 완화시키는데 영향을 미치지 못했는데, 이와 같은 결과는 외국의 연구들과는 상반된 극히 한국적인 현상이다. 그런 점에서 사회복지 확대에 대한 우리 사회 일부의 우려는 과장된 것이다.
- 둘째, 생산성이 진보하지 않고(non-progressive) 수확체감의 법칙이 적용되는 서비스 부문의 확대로 인한 균형이윤율 저하 위협을 상쇄할 정도로 제조업의 생산성 향상이 이루어지지 않을 때, 경제 부문간 불균형 성장(unbalanced growth), 제조업 생산의 해외 이동, 산업연관관계 약화 현상이 발생한다(Baumol, Blackman and Wolff, 1985). 셋째, 산업연관관계 약화는 후방연쇄효과 축소, 중간수요의 수준(level of intermediation) 하락에 따른 중간재 투입률 약화, 최종수요에 대한 제조업의 생산유발 효과 축소로 이어진다. 이와 같은 불균형 확산은 경제의 저생산성, 저성장, 실업, 소득불평등 같은 부작용을 낳는다(Sonis, 1996).
- 셋째, 제조업 고용 비중은 근로빈곤층 규모 변화와 유의한 부적 상관관계(-.563, p<.01)가 있었다. 제조업 고용 비중이 증가하면 근로빈곤이 감소한다는 결과는 포드주의 시기(-.
- 셋째, 제조업 고용 비중이 미치는 영향은 회귀계수가 -.545(p-value .140)이었는데 통계적으로 유의한 수준은 아니었다. 제조업 고용 비중은 상관관계 분석에서 근로빈곤층 규모 변화와 유의한 부적 상관이 있는 유일한 사회구조적 요인이었고, 이와 같은 관계는 IMF 이전 시기 및 이후 시기 모두에서 일관된 경향을 나타냈다.
- 여덟째, 1998-2004년(IMF 경제위기) 더미는 회귀계수가 1.224(p<.05)로 나타나, 근로빈곤층 규모 변화에 유의하게 정적인 영향을 미쳤던 것으로 확인됐다. 우리나라의 빈곤율은 IMF 경제위기의 영향으로 1998년에 6.
- 여섯째, 국민부담률은 근로빈곤층 규모 변화와 약한 정적 상관관계(.332)를 갖는 것으로 나타났다. IMF 경제위기 이전에는 두 변수 간의 상관관계가 -.
- 여섯째, 국민부담률은 회귀계수는 -.403(p-value .388)으로 나타났지만, 통계적으로 유의하지는 않을 뿐 아니라 유의확률도 낮은 수준이어서, 근로빈곤층 규모 변화와는 의미 있는 인과관계에 있었다고 볼 수 없다. 서구의 연구에 의하면 복지제도의 확대는 빈곤을 완화하는 유효한 수단이지만, 우리나라의 경우는 이와 같은 관계가 성립되지 않았다.
- 자료의 특성을 감안해 전체 피용인 중 임시 · 일용직의 비율을 대리변수로 삼았다. 여섯째, 분배제도 변수로서의 복지제도의 수준은 사회복지지출(social expenditure)로 측정 가능하다. 본 연구에서는 OECD 기준 중 공공사회복지지출(일반정부지출+사회보험급여) 만을 사회복지지출이라 규정하기로 했다.
- 일곱째, 1998-2004년(IMF 경제위기) 더미는 근로빈곤층 규모 변화와 유의한 정적 상관관계(.495, p<.05)가 있었다. 이는 포드주의 이후의 시기에 근로빈곤이 확대돼 온 외국(Smeeding, 2005)의 상황이 우리나라에서도 나타나고 있음을 실증하는 결과이다.
- 자기 상관을 탐지한 결과, 더빈-왓슨(Dubin-Watson) 값은 미결영역이었으나 LM 검증 결과 또한 자기상관 부재의 영가설(ρ=0)이 채택됐다. 일부 변수가 분산팽창계수(VIF) 값이 10을 넘어 다중공선성이 의심됐지만, 상태지수는 다중공선성 발생이 유의하지 않은 수준이었다. 이분산성 검증에 투입되는 변수가 많아 공차한계에 도달해 화이트(White)의 이분산성 검증을 할 수 없었다.
- 회귀모형은 모형적합도, 선형성 가정 등을 충족시켰다. 자기 상관을 탐지한 결과, 더빈-왓슨(Dubin-Watson) 값은 미결영역이었으나 LM 검증 결과 또한 자기상관 부재의 영가설(ρ=0)이 채택됐다. 일부 변수가 분산팽창계수(VIF) 값이 10을 넘어 다중공선성이 의심됐지만, 상태지수는 다중공선성 발생이 유의하지 않은 수준이었다.
- 140)이었는데 통계적으로 유의한 수준은 아니었다. 제조업 고용 비중은 상관관계 분석에서 근로빈곤층 규모 변화와 유의한 부적 상관이 있는 유일한 사회구조적 요인이었고, 이와 같은 관계는 IMF 이전 시기 및 이후 시기 모두에서 일관된 경향을 나타냈다. 회귀분석 결과도, 유의한 수준은 못됐지만, 부적 영향을 미쳤던 것으로 나타났다.
- 첫째, 경제성장률은 근로빈곤층 규모 변화와 미미한 부적 관계(-.098)에 있었다. 이는 포드주의 기간까지를 포함시켰을 때 경제성장과 빈곤 간의 상관관계가 미미한 수준이라는 외국의 연구(Brady, 2005)와 마찬가지로, IMF 경제위기 이전 시기에도 경제성장률은 근로빈곤층 규모 변화와 낮은 정적 상관관계(.
- 첫째, 경제성장률은 회귀계수가 .306(p<.10)으로, 통계적으로 유의미하게 근로빈곤층 규모 변화에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 1980년대 이후부터 최근까지 우리나라에서 경제성장이 직접적으로 근로빈곤 완화에 영향을 미치지는 않았고, 오히려 경제성장은 근로빈곤의 확대를 낳는 요인이었다.
- 첫째, 경제성장은 공급경제주의의 기반을 제공해 준다는 점에서 non-zero sum 게임의 환경을 조성해 줄 수 있다(DiNitto and Dye, 1995: 34-37). 본 연구에서는 GDP 성장률을 대리변수로 사용했다.
- 첫째, 경제성장은 직접적으로 근로빈곤을 확대시키는 요인으로 확인됐다. 그런데, 포드주의 성장기에는, 경제성장은 산업화, 고용 확대, 노동소득분배 개선으로 이어지고, 이들 요인들은 낙리효과(trickle down effect)에 의해 근로빈곤을 완화하는 선순환관계에 있었다.
- 본 연구는 다음과 같은 제한점이 있다. 첫째, 사회구조적 요인 중 통화 · 금융제도, 기업제도 등의 경제제도의 영향, 인구변화 등 사회적 영향, 정치제도의 영향 등에 대한 검토는 배제됐다. 둘째, 표본 자료의 제한으로 인해 1970년대에 대해서는 연구할 수 없었고, 짧은 기간이었기 때문에 포드주의 이후의 모델을 별도로 만들 수 없었다.
- 제조업 고용 비중은 상관관계 분석에서 근로빈곤층 규모 변화와 유의한 부적 상관이 있는 유일한 사회구조적 요인이었고, 이와 같은 관계는 IMF 이전 시기 및 이후 시기 모두에서 일관된 경향을 나타냈다. 회귀분석 결과도, 유의한 수준은 못됐지만, 부적 영향을 미쳤던 것으로 나타났다. 이를 통해 볼 때, 산업화 수준이 근로빈곤을 통제하는 강력한 힘이라는 여러 연구들의 실증 (Brady, 2005/2004; Moller et al.
후속연구
- 이처럼 상반된 결과는 IMF 경제위기의 일시적인 영향으로 단기간에 급격히 확대된 뒤 축소되고 있는 경제개방의 이질적인 영향 때문으로 이해할 수 있다. 자본자유도의 변화가 근로빈곤층 규모 변화 및 경제영역, 경제적 조절, 사회정책에 미치는 영향에 대해서는 추가적인 관찰과 이에 따른 세부적인 분석이 필요하다.
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