목차
Ⅰ. 서론
Ⅱ. 분석모형
Ⅲ. 추정결과
Ⅳ. 요약 및 과제
Ⅰ. 서론
노동시장에서 일어나고 있는 큰 변화중의 하나는 여성, 그중에서도 특히
기혼여성들의 경제활동 참가율이 증가하고 있다는 사실이다. 1975년만 해도
여성의 경제활동 참가율이 40.4%였는데 1992년에는 47.3%로, 6.9% 포인트 증가한
반면에 남성의 경우는 같은 기간중 77.4%에서 75.3%로 오히려 2.1% 포인트
감소하였다.
여성경제활동 인구를 혼인상태로 구분해서 보면, 미혼여성은 경제활동
참가율이 85년의 44.7%에서 92년의 48.1%로 증가했음에 비해 기혼은 같은 기간중
41.0%에서 47.0%로 높은 증가추세를 보였고 89년에는 오히려 기혼여성의
참가율이 미혼보다도 높았다.
<표1> 여성의 혼인상태별 경제활동 참가율
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1985 1989 1992
---------------------------------------------------------------------------
미혼 44.7 45.6 48.1
기혼 41.0 46.8 47.0
---------------------------------------------------------------------------
자료 : 경제기획원, 경제활동인구연보, 각년도.
이와 같이 기혼여성의 노동시장 진출이 크게 증가해 왔으며 특히 최근
들어와서 도시지역 기혼여성의 노동공급이 이러한 경향을 주도하고
있다.(주:비농가 부문의 여성경제활동인구는 '85년의 4,316천명에서 '92년의
6,255천명으로 상대적으로 높은 수준의 증가율(연평균 5.3%)을 보이고 있는데
비해 농가부문의 여성경제활동인구는 '85년의 1,659천명에서 '92년의
1.516천명으로 이 기간 중 평균 1.3% 감소율을 나타내고 있다. 이 기간중
여성노동공급의 증가는 주로 비농가부문의 여자들이 보다 많이 노동시장에
참여함으로써 주도되고 있음을 알 수 있다.) 물론 90년 이후 고용사정의 악화로
이러한 추세가 둔화되긴 하였으나, 노동시장을 둘러싼 여건의 변화, 즉 시간제
취업기회의 확대와 고용보험제의 도입, 그리고 탁아시설의 확충 등과 같은
제도개선과 함께 기혼여성의 노동력 공급이 지속해서 증가될 것으로
전망된다.(주:보육시설의 확충등과 같은 취업지원 체제의 개선은 기혼여성들의
취업을 촉진시키는 효과를 가질뿐 아니라 고용보험제의 도입과 함께 기혼
여성들이 실업상태로 노동시장에 잔류하는 비용을 크게 낮추는 역할도 하게
된다. 따라서 잠재 실업의 형태로 표면화되지 않던 여성들의 취업의사가
적극적으로 표출되는 한편, 고용사정이 악화되는 경우 취업→비경제활동인구로
전환하던 경향을 보이던 기혼여성들의 일반적인 참가유형이 취업→실업의 형태로
노동시장에 잔류하는 유형으로 점차 변화해감에 따라 이들의 경제활동참가율이
앞으로도 지속해서 증가할 것으로 예상된다.)
기혼여성의 노동시장 진출은 이론적으로는 물론 정책 대응방안의 마련과도
관련하여 중요한 연구문제로서 부각되고 있다. 우선 기혼여성의 노동력 공급은
여러가지 점에서 남성과 다른 면을 갖는다. 남성의 경우 기혼여성에 비해
경제활동 참가율이 월등히 높고 노동기간의 단절이 상대적으로 짧을 뿐 아니라
많은 사람이 종일제 취업에 종사한다. 따라서 남성의 노동공급은 상대적으로
수요측의 여건에 의해 보다 많은 영향을 받는다. 그러나 기혼여성의 경우
노동시장의 여건만큼이나 노동력 공급측의 요인, 그중에서도 학력, 연령 등
개인적 속성이외의 가계소득이나 자녀양육, 가족관계 등 가족관련 변수의 영향을
크게 받는 점에서 여타 노동력의 특성과 좋은 대조를 보인다.
이처럼 기혼여성 노동력의 경우 이들의 경제활동 참가를 결정하는 요인이 다른
노동력의 그것에 비해 특수한 성격을 갖고 있어 이론적으로 많은 관심을 끌고
있다. 또 다른 한편, 기혼여성 인력의 증가는 노동시장 전체의 수급구조 및
고용형태를 변화시키고 개별기업의 고용관리 측면에도 중요한 영향을 준다.
그것은 기혼여성들의 경우 통상 시간제 취업과 같은 보다 탄력적인 고용형태를
선호하는 특성 등으로 인해 고용구조의 질적 변화를 가속화시키는 주요
노동력층이 되기 때문이다. 따라서 기혼여성인력 공급구조의 변화를 정확히
예측하는 일이 인력정책의 수립을 위해 무엇보다 중요한 과제가 아닐 수 없다.
뿐만 아니라 최근 한국의 노동시장에서 진행되고 있는 고용형태의 질적 변화는
특히 이러한 변화가 초래하는 고용불안의 측면에서 여성근로자들에게 영향을
주고 있다. 따라서 여성노동력의 노동시장에서의 지위향상을 위한 법적 제도적
차원의 대응방안을 마련하기 위해서도 기혼여성 인력의 공급구조를 분석하는
일이 매우 중요한 연구과제라 하겠다.
따라서 이 글은 기혼여성의 경제활동 참가와 또한 참가 이후의 노동시간에
어떠한 요인이 영향을 미치는가를 동시에 분석함으로써 기혼여성의 노동력
공급과 인적 속성간의 상관관계를 분석하고, 또한 가계소득, 가족부양 등이
이들의 경제활동에 주는 영향 등에 대한 심층적인 정보를 제공하고 이를 기초로
여성인력의 공급구조의 변화를 예측하는데 그 목적을 둔다.
기혼여성 노동력 공급의 계량적 분석을 위해 변수의 설정은 자료가 허용하는
범위내에서 이루어졌으며, 이는 다음 장에서 모형의 설정과 더불어 논의된다.
제3장에서는 실증분석결과를 설명하고 마지막 장에서는 연구결과를 요약하고
추후의 과제를 제시코자 한다.
Ⅱ. 분석모형
1. 기혼여성의 노동공급모형
신고전학파 경제학의 노동공급이론은 주로 개인의 노동과 여가에 관한 선택을
주요 분석대상으로 하였다. 그러나 기혼여성의 노동력 공급에 대한 연구가 Jacob
Mincer의 지적자극으로 출발하여 Gary Becker 이후 활기를 띠기 시작하면서,
노동력을 공급하는 경제주체를 가계로 보고 가계의 노동력 공급결정에 있어
가구원간의 상호의존성을 중시하게 되는 한편 특히 기혼여성의 노동력 공급은
단순히 여가와 노동간의 선택이 아니라 상당히 다양한 활동간의 시간배분에
있다는 점에 주목하게 되었다. 기혼여성의 노동공급 분석이론이
가계생산이론으로서 체계화되면서 그 영역을 확장해오는 가운데 최근 들어서
주로 이와 관련된 계량경제적 방법론에 많은 연구가 집중되고 있다.
기혼여성의 노동공급의 결정은 그 개인이 노동공급을 함으로써 얻는
기대수익으로서의 시장임금과 기회비용의 성격을 갖는 의중임금(意中賃金,
reservation wage)을 비교함으로써 이루어진다고 가정한다. 즉, 시장임금이
의중임금보다 클 경우에 한해서 경제활동에 참여하게 된다는 것이다.
경제활동에 참여할 경우 얻는 기대수익은 임금이 대표적이며 이 밖에
비금전적·심리적 보상이 있을 수 있다. 한편 기혼여성의 경우 의중임금은 주로
가계소득과 자녀양육 등 가사노동의 양과 질에 관련된 금전적, 비금전적 비용을
들 수 왔다.
따라서 통상 기혼여성의 노동공급 모델은 다음과 같이 일반화되어 왔다.
《수식》＝a＋b《수식》＋cV＋d《수식》＋eAGE＋fN＋gTAX＋hEDU＋ε
여기서 《수식》 근로시간, 《수식》과 《수식》는 각각의 남편의 임금과
본인의 임금, AGE는 나이, N은 자녀수, TAX는 세금, EDU는 교육년수이다.
이 글에서 추정하고자 하는 기혼여성 노동력 공급모형에서 다음의 두가지
쟁점을 고려하고자 한다. 즉, 표본선택에 따른 편의와 연립방정식 편의의 문제가
그것이다.
기혼여성의 노동공급모형과 관련되어 수행된 최근의 학문적 성과는
'표본선택에 따른 편의(sample selection bias)'의 처리문제와 관련되어 있다.
앞에서 설명한 바와 같이 여성이 경제활동에 참가하는 기준은 자신의
의중임금수준과 시장임금수준의 차이에 있어서, 시장임금이 의중임금보다 높은
경우에 한해서 경제활동에 참여한다고 가정된다.
그런데 임금이나 근로시간은 취업자에 한해서 조사될 수 밖에 없다. 즉,
노동공급함수를 추정하는 표본집단은 시장임금이 의중임금보다 높은 취업자만을
대상으로 한 것이다. 결국 분석대상으로 하는 표본이 모집단으로부터 무작위
추출되었다고 할 수 없다는 것이다. 통상 이러한 경우 심각한 편의가 초래될
가능성이 잠재한다. 따라서 본 연구에서는 주로 Heckman에 의해 개발된 축약형
방법을 택해 표본선택에 따른 편의를 보정함으로써 편의없는 계수를 추정하도록
하였다.(주:Heckman(1980), "Sample Selection Bias as a Specification Error,"
P. Smith( eds. ), Female Labor Supply, pp. 206∼248.)
다른 한편 노동력 공급함수 체계의 추정에서 발생하는 연립방정식 편의의
문제는 공급함수의 설명변수들 가운데 포함되어 있는 임금변수가 내생변수이기
때문에 발생한다. 시장임금 수준을 결정짓는 일부 시장생산성 요인이 설명변수에
포함되지 않고 노동력 공급함수의 오차항들과 상관성을 갖게되는 경향으로
발생하게 된다. 따라서 이러한 연립방정식 편의의 문제 또한 추정과정에서
고려하도록 했다.
2. 기본모형
단순화를 위해 근로자의 의중임금과 시장임금을 다음과 같이 나타낸다.
W*＝β'y＋《수식》 ············
(1)
W＝α'x＋《수식》 ············
(2)
여기서 《수식》＝《수식》＋《수식》임 (주:《수식》은 (W*-W)의 내생변수에
해당하는 additive latent component이다.)
《수식》 , 《수식》가 결합적으로 정규분포를 하고 둘다 평균은 0이며 분산
행렬 Euu'＝Σ(주:Σ＝《수식》2 Ⅰ이며 여기서 I는 항등행렬이다.)이다. 이때
경제활동에 참여할 것인가를 결정하는 확률방정식은 (1)식과 (2)식을
결합함으로써 지정된다. 즉, 기혼여성이 노동시장에 참가할 확률은 시장임금이
최소한 의중임금 보다 커야 한다.
pr(W≥W*)＝pr(α'x－β'y≥《수식》-《수식》)
＝pr{《수식》≤《수식》I}＝p(I)
여기서 I＝《수식》(α'x-β'y)를 나타내고, 《수식》2은 《수식》의 분산임.
《수식》/《수식》은 unit-normal이므로 경제활동 참가식은 다음과 같다.
p(I)＝p[《수식》《수식》{α'x-β'y}] ············
(3)
따라서 기본 모형의 (1)식은 (3)식으로 대체되며, 식(3)은 널리 알려진 대로
프로빗(probit) 방정식이며 이는 《수식》와 《수식》의 분포에 대한 가정에서
도출된 것이다.(McFadden : 1974).
방정식(3)은 경제활동에 참가할 것인가 아닌가를 결정하는 확률을 추정하는 데
이용된다. 이제 노동공급, 즉 얼마나 근로시간을 시장에 제공할 것인가를 동시에
고려해 보자. 노동력 공급식은 다음과 같이 나타낼 수 있다.
노동력 공급식 h＝[γ'z＋δw＋《수식》 만약 W≥W*
0 W0일 때만 관찰된다.
한 표본 안에 두가지 형태의 관찰치가 있다. 즉 한 그룹은 노동시장에
참여하지 않아 h와 W를 관찰할 수 없는 사람들이다. 그러나 두 그룹 모두의
의중임금(W*) 결정식의 독립변수(y)와 시장임금(W) 결정식의 독립변수(x)는
관찰할 수 있다.
앞에서 살펴본 바와 같이, 만약 시장임금(W)이 의중임금(W*)보다 크다면
여성은 경제활동에 참여하고 근로시간을 조정해서 시간의
한계가치＝시장임금률이 되도록 한다. 결국 경제활동에의 참가여부와 근로시간이
동시에 결정됨을 알 수 있다.
다음 조건이 충족될 때 h>0이다. 즉, W－W*>0일 때,
h＝γ'z＋δw＋《수식》>0이 성립되며, h>0이면 시장임금 W가 관찰되므로
E(W ｜h>0)＝α'x－＋E(《수식》｜h>0)
＝α'x＋E{《수식》｜α'x－β'y>《수식》}
··········· (5)
가 된다. 다시 말해서 《수식》는 축쇄(truncated)되어 이 《수식》의 조건부
평균은 0이 아니다. 또한 시장임금이 의중임금보다 커야만 근로시간이 관측될 수
있으므로
h＝γ'z＋δw＋《수식》
E(h｜W>W*＝γ'z＋δw＋E{《수식》｜α'x－β'y>《수식》} ·········
(6)
여기서도 오차항의 조건부 평균값이 0이 아님을 알 수 있다. 즉 (5)식과
(6)식으로 부터 임금함수와 근로시간 함수의 추정에 있어 표본선택편의의 문제가
발생한다는 사실을 확인할 수 있다. 식(5)와 (6)에서 오차항의 조건부 평균값이
0이 아님을 무시한 채 최소자승법에 의해 회귀하면 편의된 계수추정값을 얻게
된다. 이것은 일종의 회귀변수를 누락한 경우이며 누락변수(comitted
variable)가 가져오는 통계적 결함과 비슷하다. 따라서 이 편의를 수정하기
위해서 E(《수식》)와 E(《수식》)의 값을 구해 이들을 우변항의 회귀변수의
하나로 처리해야 한다.
그러면 Maddala(1983)가 제시한 축쇄정규분포의 결과를
이용해서,(주:Maddala(1983), Limited-dependent and Qualitative Variables in
Econometrics, pp. 257∼267.)
E{《수식》｜h>0}＝《수식》1/2 《수식》
가 되며 Φ(I)와 Φ(I)는 각각 표준정규분포함수 및 표준누적분포함수를
표시한다. 비슷한 방법으로
E{《수식》｜W>W*＝《수식》1/2 《수식》가 된다.
여기서 《수식》＝cov(《수식》), 《수식》＝cov(《수식》)이다. 표기의
단순화를 위해
λ＝《수식》
로 나타내자. 그러면 시장임금과 노동시간 함수식은
시장임금 W＝α'x＋《수식》λ＋《수식》
············ (7)
노동력공급함수 h＝γ'z＋δw＋《수식》λ＋《수식》
············ (8)
단, 《수식》＝《수식》1/2 《수식》＝《수식》1/2
이 된다.
이 경우 E(《수식》｜h>0)＝0, E(《수식》｜W>W*)＝0이 되어 통상최소자승법을
사용하여 편의없는 계수를 추정할 수 있게 된다.
한편 여기서 추정절차를 간단히 살펴보면 다음과 같다.
첫째 단계로 (3)식은 최우법)maximum likelihood method)에 의해서 추정된다.
추정 목적은 아래의 우도함수를 이용, unit-normal index I 추정치를 얻어서
그로부터 개인 i에 대한 참가확률을 도출하기 위해서이다.
다음 단계에서는 첫번째 단계에서 추정된 I와 λ가 (7)식과 (8)식에서 그들의
참값을 대표하는 회귀변수의 하나로 처리된다. 또한 (7)식과 (8)식은 임금변수의
내생성 문제를 감안해 2SLS방식에 의해 추정된다.
(3)식은 연립모형 추정에 있어서 구조형이 아닌 축약형으로 취급된다. 즉,
프로빗 단계는 직접적으로 (α,β)/《수식》 파라메타를 추정하기 위해서가
아니라 개별 근로자에 대한 《수식》와 《수식》값을 추정하기 위해 사용된다.
따라서 α,β,《수식》의 구조모수들이 추정되지 않는다. 또한 개인의 취업여부
결정에 영향을 주는 시장임금과, 실제의 시장임금(wage offer) 또는 노동시간
결정에 영향을 주는 임금은 차이가 있음을 전제한다. 따라서 경제활동
참가식에서 추정된 개인의 프로빗 계수들은 선형결합지수 I를 구하는 데에만
사용함으로써, 이 지수는 선택편의를 보정하기 위해서만 사용된다.
3. 모형의 설정
분석에 사용된 통계자료는 한국여성개발원에서 1992년에 실시된 「제2차
여성취업실태 조사 테이프」자료이다. 이 자료는 1992년 3월 27일부터 4월
22일까지 27일간 전국의 3,128호의 표본가구를 대상으로 조사한 것이다.
조사대상자는 15세이상 65세 미만의 여성이었는데 본 연구에서는 이중
미혼여성을 제외하고 기혼여성만을 분석에 이용했다.
변 수
① 농가·비농가(NFARM)
여성의 취업에 영향을 미치는 경제사회적 여건으로 농가와 비농가를
고려하였다. 우리나라의 경우 지역간 경제활동 참가 행태의 변이는 주로 농가와
비농가간에 이루어진다고 볼 수 있으며, 특히 남성의 경우는 농가, 비농가간에
경제활동 참가율의 차이가 그다지 크지 않은 반면 여성의 경우는 비농가에 비해
농가의 경우 참가율이 현저히 높다.
② 연령(AGE,AGEQ)
조사결과에 의하면, 기혼여성의 경우 40대 후반까지는 연령이 높아지면서
경제활동 참가율이 증가하다가 그 이후 완만하게 감소하는 추이를 보이고 있다.
결혼초는 출산, 자녀양육 등 가사부담이 크다가 점차 가사부담이 낮아지면서
상대적으로 경제활동 참가가 적극적으로 되는 반면, 40대 후반이후에는 건강
등의 개인적 특성에 의한 비경제활동이 늘어나고 취업의 확률이 떨어지는 것을
반영한다. 이러한 연령과 경제활동과의 비선형적 관계를 포착하도록 연령과
연령자승변수를 포함한다.
③ 타가구원 소득(OT-INC)
타가구원소득은 가구소득 가운데 본인의 소득을 제외한 것이다. 통상 어떤
가구의 개인의 경제활동 참가여부는 타가구원의 소득수준에 의해 영향을 받는다.
즉 다른 조건이 동일하다면, 개인은 타가구원의 소득이 높을수록 경제활동에
참가할 확률이 낮다는 것이며, 특히 동 변수는 기혼여성의 경제활동 참가율을
저하시키는 효과가 크다.
④ 교육년수(END)
선진국의 경우 교육수준과 기혼여성의 경제활동 참가율 사이에는 정(正)의
상관관계가 있으며 그러한 정의 상관관계는 남성의 경우보다 여성이 더욱 강한
것으로 나타난다. 이에 반해 조사결과에 의하면 우리나라 기혼여성의 경우,
교육정도가 높아질수록 경제활동 참가율은 오히려 낮아지고 있다. 그러나 통상
교육수준과 경제활동 참가율간의 단순한 상관관계는 학력의 일반효과를 상당히
오도할 수 있다.
학력이 경제활동에 긍정적인 영향을 미치는 요인이 되는 것은 학력이 높을
수록 시장에서의 임금수준이 높아지기 때문이다. 그러나 교육수준은
기대비용으로서의 의중임금수준을 상승시키는 요인으로도 작용한다. 그것은
여성의 학력과 가정의 경제적 위상이 크게 관련되기 때문이다. 즉, 교육수준이
이들의 경제활동에 주요한 영향을 미치는 가계소득 등 가족배경 변수와 높은
상관관계를 보이기 때문에 고학력 여성일수록 가사의 가치를 높게 평가함으로써
의중임금이 높아 취업이 억제되는 효과가 발생된다.
⑤ 자녀(UN6)
자녀변수는 이들의 양육 및 교육으로 인한 가사노동 부담의 증가로 기혼여성의
경제활동을 상당히 제약시키는 효과가 있는 반면 또한 화폐소득이 수요증가로
인한 정의 효과도 낳을 수 있다. 그러나 학령이전의 자녀가 있을 경우
기혼여성의 경제활동참가가 대단한 제약을 받는다. 자녀변수로써 자녀수,
막내자녀 연령 그리고 6세미만 자녀유무 등을 살펴본 결과, 6세미만 자녀의 유무
자체가 자녀수나 자녀연령분포 등 자녀가 경제활동에 미칠 수 있는 모든
측면들을 압도하는 것으로 나타났다.(주:Bowen과 Finegan은 자녀의 연령계층을
'1-5세', '6-13세', '14-17세'로 나누고, 각 연령계층별 자녀유무의 조합으로
8종류의 서로 중복되지 않는 범주를 설정하여 경제활동 참가율을 측정하였는데
그 결과 6세이하 자녀만 있는 여성의 경제활동 참가율이 가장 낮은 것으로
나타났다(Bowen, W.G. & Finegan, T.A,(1969), The Economics of Labor Force
Participation, pp. 96∼105.) 이 글에서도 취업실태조사 자료를 이용해
자녀수와 막내자녀 연령, 그리고 18세 미만 자녀수 및 막내자녀연령 등 여러
가지 자녀변수를 이용해서 기혼여성의 경제활동 참가율을 검토해 보았다. 그
결과 자녀변수 가운데 6세 미만 자녀의 유무가 기혼여성의 경제활동참가에 가장
큰 영향을 미치는 것으로 나타났다.
⑥ 경력(EXP)
경력은 기혼여성이 만 15세에서 조사시점의 연령에 이르기까지 일했던 햇수를
계산하되 연간 최소한 6개월 일한 경우를 1년으로 산정했다.(주:최근의 연구에
의하면, 기혼여성의 시장참여 경력이 경제활동 참가식에서 외생변수로 취급될 수
없다는 증거가 제시되고 있다. 경력은 과거의 취업력으로서 현재의 경제활동
참가를 결정짓는 미측정 요인과 높은 상관관계를 보인다는 것이다(Heckman, 1977
참조). 이밖에 Hanoch(1980)의 실증분석에서도 노동력 공급과 경제활동
참가식에서 경력의 내생성이 강하게 지지되는 결과가 보고되고 있다. 따라서
이러한 경력의 내생성을 감안한다면, 이를 고려치 않은 추후의 분석결과는
경력변수의 효과의 크기나 통계적 유의성이 과대평가될 우려가 높다. 이러한
내생성문제는 추후 연구과제를 통해 검증하도록 하겠다.)
⑦ 임금(LW)
여성취업 실태조사에서는 엄밀한 의미에서의 임금변수가 조사되지 않았다.
따라서 임금함수 추정시, 임금변수 대신 월소득에 대수값을 취한 변수(LW)를
활용했다.
⑧ 종사상의 지위(STATUS)
일반적으로 종사상의 지위에 따라 노동시간의 차이가 크게 나타난다. 종사상의
지위는 비임금근로자와 임금근로자로 나누어 비임금근로자에는 무급가족종사자,
자영업주, 그리고 고용주를 포함시켰다.
⑨ 직업(OCC1, OCC2, OCC3)
직종에 따른 임금격차가 큰점을 감안해서 직업변수를 임금함수의 독립변수로
설정했다. 전문기술직과 행정관리직, 그리고 사무직(OCC1)을 하나의 직업군으로
묶고 판매직과 서비스직(OCC2), 그리고 농림수산직과 생산운수직(OCC3)을 각각
독립된 직업구능로 나누어 범주화하였다.
이상과 같은 변수를 사용해서 먼저 경제활동 참가율식은 다음과 같은
시장임금과 의중임금식에의해 설정된다.
《수식 생략》
여기서 NAFRM은 농가 비농가를 나타내는 더미변수로서 비농가이면 1, 농가이면
0의 값을 갖는다. AGE는 연령, AGESQ는 연령의 자승이며, EDN은 교육연수,
OT-INC는 남편의 임금을 포함한 타가구원의 소득을 나타낸다. ASSET는 자산,
UN은 6세 미만의 자녀 유무를 나타내는 더미변수로서 6세 미만의 자녀가 있으면
1, 아니면 0의 값을 갖는다. 또한 HUS는 배우자 유무를 나타내며 배우자가
있으면 1, 없으면 0의 값을 갖고, 마지막으로 EXP는 경력을 나타낸다.
위와 같은 경제활동 참가식에서 추정된 λ를 이용해서 취업자를 대상으로
다음의 시장임금식과 노동력 공급함수를 설정한다.
《수식 생략》
여기서 OCC1 변수는 직업이 전문기술직/행정관리직/사무직이면 1, 이외의
직종이면 0의 값을, 그리고 OCC2 변수는 판매서비스직이면 1, 나머지는 0의 값을
갖는다. 또한 STATUS변수는 임금근로자이면 1, 비임금근로자이면 0의 값을
취하며 시장임금 변수는 월소득에 대수값을 취해서 이용했다.
시장임금식과 노동공급 함수식으로 구성된 연립모형의 식별과 관련해서, 위와
같은 함수를 설정한 데에는 다음과 같은 사항이 고려되었다.
비록 정확한 노동공급모형에 대한 연구자들간의 합의가 없는 것은 아니라
하더라도 노동공급함수만을 식별하는데 있어서의 통계적 문제가 만만치 않다.
주요한 문제는 경제활동 참가에 영향을 주는 변수와 경제활동참가가 결정된
이후의 노동력 공급에 영향을 주는 변수들간을 구별하기 위한 사전정보가 없다는
것이다. 경제활동 참가식에서 추정된 λ는 개별 노동력 공급함수에 포함된
변수와 거의 똑같은 변수들을 포함한다. 비록 λ가 이들 변수들의 선형함수는
아니라 할지라도 공선성(collinearity)의 가능성이 존재하고 실제 추정에서 이의
문제가 발생하였다. 따라서 이글에서도 노동력 공급에만 영향을 미치는 변수로서
종사상의 지위를 포함시키되 농가, 비농가의 변수와 연령자승 변수를
제외시켰다.
또 다른 한편 위의 연립모형의 식별을 위해 직업변수(OCC1, OCC2)를
시장임금함수의 외생변수로서 포함시키되 노동공급함수에서는 제외하였다.
Ⅲ. 추정결과
추정결과를 살펴보기에 앞서, < 표 2 >에서 경제활동 유형별로 주요변수의
평균값들을 제시하였다. 분석에 이용된 응답자 2,443명 가운데 52.3%(1,277명)가
취업자이며 실업자가 2.6%(63명), 그리고 비경제활동인구가 45.1%(1,103명)이다.
또한 총 응답자 중 1,888명이 비농가 여성으로서 이들 중 40.6%가 취업자이고
3.2%가 실업자, 그리고 56.2%가 비경제활동인구이다.
취업자의 평균연령이 42.8세로서 가장 높고 그다음이 비경제활동인구이며
실업여성의 평균연령이 37세로 가장 낮다. 이에 비해 교육년수는
비경제활동인구가 평균 10년으로 가장 높고, 실업자(9.3년), 취업자(7.4년)의
순이다. 본인의 소득을 제외한 타가구소득을 보면 비경제활동인구가 월평균
116만원으로서 취업자(78.8만원)나 실업자(96.3만원)에 비해 높은 수준을
나타내고 있다.
한편 6세 미만 자녀 유무를 살펴보면 취업여성 전체의 17.8% 정도가 학령전
자녀가 있음에 비해 경제활동에 참여하지 않고 있는 여성의 경우는 무려 40.6%가
6세 미만의 자녀를 갖고 있어 좋은 대조를 보인다.
이상의 경향은 비농가 여성만을 대상으로 한 경우도 동일하게 나타났다.
그러나 자산의 경우 전체적으로 취업여성 집단의 자산규모가 가장 큰 것으로
나타났으나 비농가 여성의 경우 비경제활동 인구의 자산규모가 가장 크고 그
다음이 취업자, 실업자의 순으로 나타났다.
기혼여성의 시장참여경력을 임금근로자로서의 경력만을 산정한 경우가
무급가족종사자나 자영업주로서의 경력을 모두 포함한 총 시장참여경력의
두가지로 살펴보았다. 그 결과에 의하면, 임금근로자로서의 경력은 실업자가
5.2년으로 가장 많고 비경제활동인구나 취업자나 큰 차이를 보이지 않는다. 반면
총 시장경력은 취업자가 18.6년으로 실업여성이나 비경제활동 상태의 여성과 큰
차이를 보이고 있다. 이러한 결과는 농가여성의 취업력이 크게 영향을 미친
것으로 생각된다.
따라서 비농가여성만을 대상으로 검토한 결과 임금근로자 경력은
취업자(5.4년)와 실업자(5.3년)가 큰 차이가 없고 비경활인구가 이들보다 적은
3.4년으로 나타났다. 비농가여성의 총 취업경력은 취업자가 11.0년, 실업자가
8.7년으로 두 집단간에 다소 차이를 보이고 비경제활동상태의 기혼여성이
6.0년으로 나타났다.
1. 경제활동 참가요인 분석 결과
기혼여성의 경제활동 참가요인 분석 결과는 다음의 < 표 3 >과 같다.
< 표 3 > 경제활동 참가요인 분석 결과
---------------------------------------------------------------------------
변 수 전 체 비 농 가
-------------------------------------------------------------
계 수 t 계 수 t
---------------------------------------------------------------------------
CONSTANT -1.9723*** -3.917 -2.9979*** -5.665
NFARM -.9347*** -8.351
AGE .1776*** 7.608 .1821*** 7.172
AGESQ -.0025*** -9.194 -.0026*** -8.516
EDN .0030 .313 .0014 .138
OT-INC -.0021*** -5.160 -.0022*** -4.910
ASSET -.0003 - .675 -.0006 -1.234
UN6 -.4480*** -5.723 -.4598*** -5.690
HUS -.172 -1.513 -.1453 -1.169
EXP .0542*** 13.996 .0574*** 12.915
---------------------------------------------------------------------------
Log-Likelihood -1,246.5 -1,119.3
% correctly
predicted 74.3% 69.1%
---------------------------------------------------------------------------
주 : *는 통계적 유의성을 나타내는 것으로 *** 1%, ** 5%, * 10% 이내의
유의도임.
이에 의하면, 역시 노동력공급을 둘러싼 경제사회적 여건으로 간주되는 농가,
비농가의 변수가 기혼여성의 경제활동 참가여부에 가장 큰 영향을 미치는 것으로
나타났다. 경제사회적 여건 이외에 기혼여성의 경제활동 참가에 영향을 주는
중요한 요인은 6세 미만의 자녀 유무, 연령, 타 가구소득, 그리고 노동시장
참여경력인 것으로 나타났다. 이러한 결과는 < 표 3 >에서 나타난 바와 같이
비농가 여성만을 대상으로 분석한 경우에도 동일하다.
시부지역 유배우 여성의 경우, 6세 미만 자녀가 없는 경우는 경제활동에
참여할 확률이 48.2%이나 6세 미만의 자녀가 있는 경우 동확률이 30.7%로
떨어지는 것으로 나타났다.(주:6세 미만 자녀변수의 한계효과는 다음과 같이
산출되었다.
----------------------------------------------
βx Φ(βx)＝
Prob(y＝1)
----------------------------------------------
UN6＝0 -.045 .482
UN6＝1 -.505 .307
----------------------------------------------
6세 미만 자녀 유무에 따라 취업할 확률이 17.5% 포인트나 감소하는 결과를
보여주고 있어 이 변수가 기혼여성의 경제활동 참가여부에 중요한 영향을 미치고
있음을 확인할 수 있다.
6세 미만 자녀 유무별로 제변수의 한계효과를 살펴보면 < 표 4 >와 같다.
< 표 4 > 6세 미만 자녀 유무별 제변수의 한계효과
---------------------------------------------------------------------------
연 령 소 득 경 력 학 력
---------------------------------------------------------------------------
6세 미만 자녀 유 .064 -.00077 .020 .00049
6세 미만 자녀 무 .073 -.00087 .023 .00056
---------------------------------------------------------------------------
(각 변수의 한계효과는 다음 식에 의해 계산하였다.
《수식》＝φ(β'x)β)
이에 의하면, 자녀 변수 다음으로 연령이 기혼여성의 경제활동 참가여부에
중요한 요인이 된다. 또한 AGE변수와 AGESQ변수의 부호는 연령과 경제활동
참가율간의 관계가 역U자 형태로 나타남을 보여준다.
노동시장 참여경력이 많을수록 취업할 확률이 높아지는 것으로 나타났지만
앞서 언급한 바와 같이 경력변수의 내생성문제로 이 변수의 효과는
과대평가되었을 가능성이 크다. 타 가구소득의 경우 소득이 많을수록 기혼여성의
시장노동 공급이 줄어드는 것으로 나타났다.
자산변수의 부호는 음으로 기대와 일치하나 통계적 유의성은 없는 것으로
나타났다. 또한 배우자 유무가 기혼여성의 경제활동 참가에 미치는 영향은
기대와 달리 통계적 유의성이 없는 것으로 나타났다. 교육년수의 경우도
교육년수가 많을수록 취업할 확률이 높아지나 통계적 유의성은 없다. 학력변수는
시장임금에는 정의 효과를 주나 의중임금 수준 또한 높여주기 때문에 負의
효과도 동시에 발생함으로써 추정계수에 상반된 효과가 결국 부호의
불확실성(uncertainty)을 가져온 것으로 보인다.
2. 근로시간의 결정요인
근로시간에 대한 각 변수의 영향을 살펴보기 위해 경제활동 참가를 결정하는
프로빗 추정에서의 λ(＝inverse of the Mill's Ratio＝φ(I)/1-φ(I))를
포함하여 추정하되 임금변수의 내생성을 고려하여 노동시간 함수와 임금함수를
2SLS방법에 의해 추정하였다.
노동공급함수 추정에 있어 무급가족 종사자는 월임금이 조사될 수 없어
대상에서 제외하였다. 이 글에서는 고용주와 자영업자 등 비임금 근로자를
포함한 경우와 이들을 제외하고 임금근로자만을 대상으로 한 경우를 나누어
살펴보았다.
전반적으로 근로시간 함수는 앞서의 경제활동 참가요인 분석에 비해 결과가
좋지 못한 것으로 나타났다. 그것은 우리나라의 경우 근로자들이 한계원리에
의해 자신들의 최적근로시간을 선택한다기 보다는 기업주에 의해 일방적으로
결정된 임금과 근로시간을 갖는 직업제(Job offer)의 수용여부에 따라서
근로시간이 결정되는 것이 일반적이기 때문이다. 따라서 결과해석에 있어
취업여건의 차이를 통제하지 않은 점에 유의해야 한다. 즉, 이하에서 살펴볼 제
변수들의 효과는 엄밀한 의미에서의 근로시간 증감에 미치는 영향력이라기
보다는, 근로시간을 중심으로한 취업유형(직업이나 근로시간과 밀접한
상용고·임시고·일고등의 계약형태)의 선택을 미치는 영향으로써 해석될 수
있다.
① 배우자 유무
기혼여성 취업자의 근로시간에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 배우자 유무로
나타났다. 배우자의 유무가 기혼여성이 경제활동에 참여할 것인가 아닌가를
결정하는데 있어서는 별다른 영향을 미치지 않는 반면, 일단 취업한 후의
노동시간에는 그 어느 변수보다도 강한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는
임금근로자만을 대상으로 한 경우에도 동일하게 나타났다.
② 종사상의 지위
배우자 유무 다음으로 노동시간 결정에 영향력이 큰 변수는 종사상의
지위였다.(주:그러나 종사상의 지위와 근로시간은 동시에 결정된다. 따라서
근로시간 함수에서 종사상의 지위변수가 내생적이므로 최소 자승법에 의한
추정은 일치추정량을 산출하지 못한다는 문제점을 갖는다.) 고용주나 자영업자
등 비임금근로자가 임금근로자에 비해 노동시간이 길고 이러한 종사상의 지위가
통계적으로 유의미한 영향을 보이는 것으로 나타났다.
③ 소득 및 자산효과
가구의 소득 규모는 기혼여성의 경제활동 참가를 결정짓는데 중요한 영향을
주지만, 일단 취업후의 노동시간 공급에도 통계적으로 유의한 부(負)의 효과를
주는 것으로 나타났다. 이에 비해 자산효과의 부호는 기대와 일치하나 통계적
유의성은 없다.
④ 본인의 소득
월소득의 부호가 정으로 나타나 임금이 높을수록 노동시간이 증가하는 것으로
나타났지만 통계적 유의성은 없다. 임금근로자만을 대상으로 한 경우 역시
월소득이 높을수록 노동공급이 증가하나 이 또한 통계적 유의성이 없는 것으로
나타났다.
⑤ 연령
연령이 많을수록 근로시간이 길어지는 경향을 보이나 일부 비임금근로자를
포함한 경우는 연령변수의 효과가 통계적으로 유의하지 않은 반면
임금근로자들만을 대상으로 한 경우는 동 변수의 효과가 통계적으로 유의했다.
⑥ 6세 미만 자녀 유무
6세 미만 자녀 유무 변수의 효과는 예상과 달리 정으로 나타났다. 6세 미만
자녀가 있는 경우 취업 자체를 결정하는데 가장 큰 애로요인이 되는 반면, 일단
취업후에는 6세미만 자녀유무가 노동력 공급의 크기에 유의한 영향을 주지 않는
것으로 나타났다. 또한 임금근로자만을 대상으로 한 경우 비임금근로자를 포함한
경우보다 강한 정의 효과를 보여주고 있으며 그 효과가 통계적으로도 유의하게
나타났다. 취업여성 중 자녀양육비 지출이 많은 것은 소득감소를 결과하고
따라서 여가가 정상재라면 근로시간이 증가하거나, 또는 취업시 상대적으로 높은
의중임금을 상회하는 소득을 얻는 취업유형이 선택되기 때문인 것으로 보인다.
⑦ 선택편의
선택편의를 나타내는 λ계수의 보호와 유의성을 살펴보면, 비임금근로자를
포함한 경우나 임금근로자만을 대상으로 한 경우 모두 λ계수의 부호는 정으로
나타났다. 이의 의미는 경제활동 참가를 조건으로 제공된 노동 공급함수에
있어서의 오차항들과 참가성향간에 정의 상관관계가 있다는 것으로서 노동시장
참여확률을 증가시키는 비관측 요인(unmeasured factor)이 노동시장에 공급된
노동량을 증가시키는 경향이 있다는 것이다. 그러나 λ계수가 비임금근로자를
포함한 경우는 통계적 유의성이 없는 반면, 임금근로자만을 대상으로 한 경우
통계적 유의성도 있고 그 효과 또한 상당히 큰 것으로 나타났다.
3. 임금함수 추정결과
취업여성의 직업변수가 이들의 임금수준을 결정짓는 가장 중요한 요인으로
나타났다. 이에 비해 학력변수의 경우 일부 비임금근로자를 포함한
취업진단에서는 임금결정에 미치는 효과가 통계적으로 유의한 것으로 나타난
반면 임금근로자 집단에서는 그 효과가 통계적으로 유의하지 않았다. 학력이
임금결정에 중요한 영향을 미칠 것이라는 기대와 다른 결과를 보여주고 있다.
이는 직업선택에 있어 학력변수의 영향이 상당히 크기 때문에 직업변수와
학력변수간의 다중공선성이 발생했기 때문인 것으로 보인다.
경력변수의 효과 또한 두 집단 모두에서 통계적으로 유의하지 않은 것으로
나타났다. 학력변수와 마찬가지로 직업변수와의 다중공선성
(multi-collinearity)을 의심할 수 있다.
한편 선택편의를 보정하기 위한 λ계수가 정의 효과를 보이고 그 크기 또한
작지 않은 것으로 나타나, 최소자승법에 의한 임금함수추정에 있어 일부
계수추정치가 심각할 정도로 상방편기되어 있음을 보여주고 있다.
Ⅳ. 요약 및 과제
본 연구에서는 한국여성개발원에서 1992년에 실시한 여성취업실태조사자료를
이용해서 기혼여성의 노동공급 결정요인을 분석하고자 하였다. 기혼여성의
노동력 공급과 인적 속성간의 상관관계를 분석하고, 또한 가계소득, 가족부양
등이 이들의 경제활동에 주는 영향 등에 대한 심층적인 정보를 제공함으로써
여성인력의 공급구조 변화를 예측하기 위한 기초자료를 생산하는데 연구의
목적을 두었다.
기혼여성들은 취업을 통해 얻는 편익(benefit)으로서의 시장임금이 이로 인한
비용을 나타내는 의중임금보다 높은 경우에 한해 경제활동에 참여한다고
가정하며, 이때 의중임금은 주로 가계소득과 자녀양육 등 가사노동의 양과 질에
관련된 비용이다.
임금과 노동시간 함수 추정에 있어 선택편의의 문제를 고려해서
경제활동참가와 노동 공급을 동시에 결정하는 과정을 분석함으로써, 기혼여성의
경제활동 참가 요인과 보다 구체적으로 취업한 이후의 노동공급시간의
결정요인을 동시에 분석할 수 있었다. 추정과정에서 주로 Heckman에 의해 개발된
축약형 방법을 택해 표본선택에 따른 편의를 보정함으로써 편의없는 계수를
추정하도록 하였으며, 또한 근로시간 결정에 영향을 미치는 임금 변수가
근로시간과 상호 내생적으로 결정된다는 점을 고려하였다.
1. 요약
연구결과를 요약하면 다음과 같다.
첫째, 여성의 경제활동 참가여부에 중요한 영향을 미치는 공급측 요인은
6세미만 자녀 유무인 것으로 나타났다. 분석결과에 의하면 도시지역 유배우
여성의 경우, 6세미만 자녀가 있는 기혼여성들은 그렇지 않은 여성에 비해
경제활동에 참가할 확률이 무려 17.5% 포인트나 감소하는 것으로 나타났다.
6세미만 자녀의 양육부담이 기혼여성의 의중임금을 높임으로써 이들의
노동력공급을 억제하는 가장 결정적인 요인임을 확인할 수 있다.
둘째, 6세미만 자녀유무 이외에 기혼여성의 경제활동 참가여부를 결정짓는
중요한 요인은 연령, 타가구소득, 그리고 노동시장 참여경력인 것으로 나타났다.
연령변수(AGE, AGESQ)는 역U자형의 패턴을 보여 40세 후반까지는 연령이
많을수록 경제활동에 참여할 확률이 높아지는 것으로 나타났다. 또한
가구소득이 많을수록 의중임금 수준이 높아져 노동시장에 참여할 확률은
감소하고, 근로경험은 경력이 많을수록 의중임금 수준이 높아져 노동시장에
참여할 확률은 감소하고, 근로경험과 경력이 많을수록 경제 활동참가에 더욱
적극적인 것으로 나타났다. 그러나 근로경험과 경제활동참가간의 높은
상관관계로 인해 그 효과가 과대평가되었을 가능성이 높다. 한편 학력변수의
경우 통계적으로 유의하지 않았다. 교육년수가 많을수록 시장임금수준이
상승하나 다른 한편 의중임금 수준 또한 높아지기 때문에 이러한 상반된 효과가
부호의 불확실성을 결과한 것으로 보인다.
한편, 보다 구체적으로 취업한 기혼여성의 노동시간 공급결정요인을 살펴보되,
자영업자와 고용주 등 일부 비임금근로자를 포함한 경우와 임금근로자만을
대상으로 추정한 결과를 나누어 검토하였다. 전반적으로 근로시간 함수는
경제활동 참가요인 분석에 비해 결과가 좋지 못했다. 그것은 우리나라의 경우
근로자들이 자신의 최적 근로시간을 선택한다기 보다는, 기업주가 일방적으로
정한 근로시간과 임금을 갖는 직업제의의 수용여부에 따라 근로시간이 결정되기
때문이다. 따라서 결과 해석에 있어 취업여건의 차이를 통제하지 않은 점에
유의해야 한다.
첫째, 취업 기혼여성의 노동시간 공급에 가장 결정적인 영향을 미치는 변수는
배우자 유무인 것으로 나타났다. 기혼여성의 경제활동 참가여부를 결정하는 데는
배우자 유무가 유의한 영향을 미치는 반면, 일단 취업한 이후의 노동공급에는
배우자 유무가 가장 결정적인 요인이 되고 이러한 경향은 두집단 모두에서
동일하게 나타났다.
둘째, 비임금근로자를 포함한 경우 노동공급 결정에는 배우자 유무 다음으로
종사상의 지위 자체가 중요한 영향을 주고 있다. 즉, 비임금근로자가
임금근로자에 비해 노동시간 공급이 월등히 많다. 이밖에 중요한 요인으로는
타가구소득으로서 가구소득이 많을수록 기혼여성의 노동시간공급이 감소하는
것으로 나타났다.
셋째, 임금근로자만을 대상으로 노동공급함수를 추정한 결과에 의하면 배우자
유무 변수 다음으로 연령과 타가구소득, 그리고 6세미만 자녀 변수가 공급결정에
중요한 요인이 되는 것으로 나타났다. 특히 6세미만 자녀 유무변수는 기혼여성의
노동시장 참가결정에는 가장 큰 애로요인이 되는 반면, 일단 임금근로자로서
취업한 이후에는 노동공급을 증가시키는 효과를 발생시키고 있어 흥미를 끈다.
6세미만 자녀의 양육비 지출 때문에 의중임금이 높아지고 동일 임금률이라면
근로시간 증가를 통해 소득을 보전하거나, 일정소득 이상을 유지할 수 있는
취업유형을 선택하기 때문인 것으로 보인다.
넷째, 기혼여성의 시장임금 결정에는 취업 직종의 영향이 가장 큰 것으로
나타났다. 기대와 달리 학력과 경력의 효과가 통계적으로 유의하지 않은 것으로
나타났는데 이러한 결과는 이들 변수와 직업변수간의 다중공선성때문인 것으로
보인다.
마지막으로 취업자를 표본으로 추정된 노동공급함수와 임금함수에 표본선택에
따른 편의의 문제를 검토하였다. 그 결과에 의하면, 노동공급함수 추정에 있어서
일부 비임금근로자를 포함한 경우는 표본선택에 따른 편의의 문제가 무시될 수
있는 것으로 나타난 반면, 임금근로자만을 대상으로 한 경우는 λ변수가 정의
효과를 보이고 통계적으로도 유의했다. 이에 비해 임금함수 추정에 있어서는
두집단 모두에서 표본선택에 따른 편의의 문제가 발생한다는 것을 확인했다.
이러한 결과는 취업자만을 표본으로 해서, 최소자승법을 이용, 노동공급함수와
임금함수추정하는 경우 일부 추정치들이 심각할 정도로 상방편기될 수 있음을
보여주는 것이다.
2. 정책과제
이상의 연구결과를 통해 다음과 같은 정책적 함의를 도출할 수 있다.
기혼여성들은 시장임금이 의중임금보다 높은 경우에 한해서 경제활동에
참여한다. 따라서 이들의 취업을 촉진하기 위해서는 크게 두가지 방향, 즉
시장임금 수준을 높이거나 또는 의중임금 수준을 낮추는 방향으로 그 방안이
논의될 수 있다.
의중임금 수준의 인하를 통해 기혼여성인력의 경제활동 참여를 증가시키기
위해서는 무엇보다 탁아서비스의 확충이 필요한 것으로 나타났다. 연구결과에
의하면 의중임금 수준을 높임으로써 기혼여성들의 취업을 억제하는 가장
결정적인 요인이 6세미만 자녀의 양육부담인 것으로 나타났다. 따라서 6세미만
자녀의 양육부담을 덜어줄 수 있는 탁아서비스의 확충이 기혼여성의 취업을
지원하기 위해 가장 효과적인 정책임을 확인할 수 있다. 이러한 정책은
노동시장에 대한 직접적인 개입없이 여성인력의 활용을 제고시킬 수 있다는
점에서도 바람직하다.
여성들의 시장임금수준을 상승시키기 위한 전략과 관련해서는,
고학력여성인력의 인적자본의 낭비를 최소화하는 방향의 정책방안이 강조되지
않을 수 없다.
직업은 시장임금수준을 결정짓는 중요한 요인이다. 그런데 직업선택에 있어
학력이 결정적인 역할을 한다. 따라서 여성들의 전반적인 시장임금 수준의
상승을 위해서는 고임금직종 중심으로의 취업구조 변화가 중요하며, 이러한
이유로 고학력 여성인력의 활용이 강조된다.
선진국의 경우 일반적으로 학력수준이 높을수록 경제활동참가율이 높아지며
이러한 경향은 남성들보다는 여성집단에서 보다 뚜렷하다. 따라서 통상 여성들의
학력수준의 상승함에 따라 이들의 노동시장 진출이 더욱 증가할 것으로 전망되어
있다. 그러나 이미 일부 연구에서 확인된 바와 같이, 우리나라의 경우는 학력과
경제활동참여간의 관계가 뚜렷하지 않다. 오히려 중졸이하 저학력여성들의
경제활동참여가 고학력여성에 비해 보다 활발한 것으로 나타났다. 이와같이
고학력여성의 노동시장 진출이 저조한 것은 노동력 수요측면이 더 큰 영향을
미치는 것으로 보인다.
우선은 80년대 후반이후 지속된 대졸자의 공급과잉으로 고학력여성들이 심각한
취업난을 겪고 있기 때문이다. 전반적으로 취업기회가 부족하기도 하지만
실업률이 높을수록 노동시장에서의 남녀차별이 보다 심화되는 경향을 보이기
때문에 다수의 고학력여성인력이 실업과 보다 광범위한 실망실업의 형태로
사장되고 있다. 뿐만 아니라 점차 개선되고 있기는 하나 여전히 일부 전문직종을
제외한 다수의 직종에서 결혼후 취업을 지속할 수 있는 여건이 마련되지 않고
있으며, 더욱이 재취업의 기회란 거의 없는 실정이다. 따라서 교육수준이 높은
여성일수록 입직 자체가 힘들고 결혼후 취업을 지속하기가 어려우며 재취업의
기회가 더욱 부족하기 때문에 이들 인력의 인적 자본의 낭비가 매우 크다.
이같이 고급인력이 사장됨으로써 여성들 개인은 물론 사회적으로도 큰 손실이
아닐 수 없다.
고학력 여성인력의 활용을 제고하기 위해 입직시의 남녀차별을 완화하기 위한
노력, 즉 남녀고용평등법의 실효성을 확보하는 제도적 보완과 법 준수를
관리하는 행정지도, 그리고 노동조합과 여성단체 등 민간차원에서의 차별시정을
위한 노력 등이 지속되어야 한다.
또한 결혼후 계속 취업을 보장할 수 있는 제도적 방안이 강구되어야 하며 이때
그 내용은 임신, 출산으로 인한 모성보호부담의 제도화가 핵심이 된다. 그러나
소속 근로자의 모성보호로 인한 경제적 부담을 개별기업이 전담하게 된다면,
기업측 입장에서는 여성근로자의 고용시 추가적인 비용부담이 따르게 되는
것이며 이런 여건에서는 여성차별의 관행이 쉽게 해결될 수 없다. 따라서
모성보호부담을 사회보험 등의 체계내로 흡수함으로써, 모성보호가 개별 여성
근로자에 대한 개별기업의 부담 차원이 아닌 형태로 사회화함으로써 사회 전체가
모성보호의 문제를 공유하는 방안이 바람직할 것이다.
한편 기혼여성의 경제활동 참가여부를 결정짓는 중요한 요인은 6세미만
자녀유무와 연령, 가구소득, 그리고 노동시장 참여경력으로 나타났다. 이중
자녀변수와 소득변수가 노동력 공급에 부의 효과를 발생시키는데, 6세미만
자녀변수의 공급억제효과가 지배적이며 가구소득이 갖는 부의 효과는 이에 비해
크지 않다. 따라서 앞으로 전반적인 소득수준이 상승하더라도 탁아시설의 확충
등으로 6세미만 자녀의 양육문제가 개선된다면 기혼여성인력의 노동력 공급은
크게 증가할 것으로 전망된다. 이러한 기혼여성인력의 증가는 시간제 취업과
같은 탄력적인 고용형태의 보급을 가속화시킬 것이다.
여기서 노동공급함수의 추정결과는 경제활동참가요인 분석과 함께 간접적이긴
하지만 시간제 취업 관련의 정책개발에 참고가 될만하다. 즉, 분석결과에
의하면, 배우자가 없는 여성들이 유배우 여성에 비해 노동시간이 월등히 길고
연령은 많을수록, 소득은 낮을수록, 그리고 6세미만 자녀가 있는 경우 오히려
노동공급이 많아지는 것으로 나타났다. 전반적으로 노동공급이 경제적 부담과
직결되고 있음을 확인할 수 있다. 이러한 결과를 통해 노동시간이 짧은
시간제취업을 선호하는 여성들은 상대적으로 경제적 부담이 적은 계층으로서,
소득수준이 높고 젊은 연령층의 고졸이상 학력의 여성들이 다수를 이룰 것으로
추측할 수 있다. 따라서 시간제 취업을 선호하는 여성들은 경제적 부담이 적은
대신 취업을 통한 소득이외의 심리적 보상에 큰 관심을 가질 수 있다. 이 점을
감안한다면, 시간제취업자를 위한 대책 마련에 있어 적정한 수준의 임금보장도
중요하지만 안정적이며 쾌적한 근로여건의 확보에도 많은 관심을 기울여야 할
것으로 판단된다.
마지막으로 추후의 연구를 위해 지적하고 싶은 점은 본 연구 수행에 있어
표본크기의 제약이 가장 어려웠다는 사실이다.
일반적으로 기혼여성들은 여타 노동력에 비해 실업률이 유난히 낮게 나타나고
광범위한 준실업이나 잠재실업인구 등으로 남아있는 특성을 갖고 있다. 이점을
감안한다면 경제활동 유형을 참가, 비참가로 양분하는 것보다는 이보다 다양한
형태로 다원화함으로써 이들의 노동력 공급형태를 보다 심층적으로 분석할 수
있었을 것이다. 그러나 본 연구에서 이용한 제2차 여성취업 실태조사 자료는
기혼여성의 노동력 공급과 관련된 풍부한 형태변수를 갖춘 반면 표본크기의
제약이 커서 다양한 분석을 수행할 수 없었다. 향후 이러한 문제를 보완할 수
있도록 3차 조사에서는 적정한 표본수가 확보되어야 할 것이다. 이밖에도
근로경험과 노동시장 참가간의 내생성에 대한 검증 역시 추후 보완해야 할
과제라고 하겠다.
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