장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구*통제집단 사전사후...

* 본 논문은 제4회 장애인고용패널학술대회의 발표문을 수정 및 보완한 것이며, 발표와 심사에서 유익한 논평을 해주신분께 감사한다.

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장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구*

한경성 양산대학교 사회복지보육과 부교수

성향점수매칭과 이중차이 결합모형은 통제집단 사전사후검사 설계가 이루어지지 않은여건에서도 정책 개입에 대한 효과를 측정하는데 적합한 모형이다. 본 논문에서는 이 모형을 이용하여 패널장애인의 취업을 독립변수인 개입으로 가정하고 가구균등화소득과 가구원근로소득의 종단적 효과를 추정하였다. 모형 추정에 장애인고용패널 1∼4차년도 데이터를 사용하여 다음과 같은 분석 결과를 얻었다. 먼저, 성향점수매칭을 결합한 이중차이분석 결과 2008년 미취업 패널장애인이 2010년에 취업 장애인으로 전환 시 동일 기간에 약 322만원에 해당하는 가구균등화소득의 상승 효과가 나타났다. 다음으로, 2008년 미취업 장애인이 2010년에 취업으로 전환 시 가구원근로소득이 약 124만원 정도 감소한 것으로 나타났다. 또한 장애인이 노동시장에 진입한 경우 소득계층의 상향 이동이있었지만, 여전히 가구균등화소득의 중위소득 수준을 벗어나지 못한 것으로 나타났다. 그리고 장애인이 근로능력을 가지고 있지 않을 경우, 가족을 위한 고용정책과 활동보조지원정책의 확대가 필요함을 보여주고 있다. 끝으로, 본 연구는 증거기반정책을 위한 실증적인 근거가 되는 정보로서의 의미를 가지고 있다.

주요어 : 장애인 취업, 장애인 가구소득, 성향점수매칭(PSM), 이중차이(DID)분석, 패널데이터분석, 종단적 연구

Disability & Employment｜2013. 02. 제23권 제1호(통권 78호) pp. 5~36

요약

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Ⅰ. 서 론

최근 국민기초생활보장제도하에서 급여를 받는 장애인(이하 수급자 장애인이라 한다)에 대한 근

로능력판정의 전문성 향상을 위해 근로능력 유무에 대한 판정을 국민연금공단에 의뢰하게 되었다1).

이로 인해 수급자 장애인의 근로연계가 좀 더 용이하게 될 것으로 보아진다. 법 개정 이전 수급자 장

애인에 대해 지자체에서 판정하여왔던 근로능력 유무로는 조건부수급자(취업 대상자) 선정에 정확

성과 객관성을 유지하기가 어려워 고용을 통한 탈수급에 한계가 있었다(이정주, 2002). 또한 노동시

장에 참여하여 탈수급자가 되더라도 장애인 가구소득이 크게 개선되지 않고 있다. 장애인의 고용환

경의 개선과 지원으로 장애인 취업률이 증대하는 것으로 나타나고 있지만, 고용의 질이 개선되고 취

업에 대한 적극적인 지원책이 함께 시행되지 않는 한 고용을 통한 가구소득 증대를 기대하기가 어려

운 것으로 보고 있다.

이로 인해 ‘일을 통한 소득보장’ 이란 정책 목표 하에서 추진되고 있는 장애인 고용정책이 장애인

가구소득 증대에 어느 정도 기여하는가는 정책의 성과와 개입 효과의 평가를 위해 중요한 연구 과제

가 될 수 있다.

정책 효과를 과학적인 실험설계를 통해 측정하고자 한다면, 먼저 정책 개입 전에 정책 개입 대상자

들로부터 무작위 추출방식으로 표본을 선정한다. 다음으로 이들을 다시 무작위로 실험집단과 통제

집단으로 배정한다. 끝으로, 두 집단 가운데 실험집단에만 정책을 개입한 후 정책 개입 전과 후의 실

험집단과 통제집단 간에 발생하는 변화의 차이를 정책 개입 효과로 측정하는 것이다. 즉, 이는 정책

의 효과를 가장 이상적으로 측정할 수 있는 통제집단 사전사후 실험설계가 된다. 통제집단 사전사후

실험설계에 의한 측정방법은 정책 개입 전에 이질적인 대상자들을 상호 동질적인 실험집단과 통제

집단이라는 두 개의 집단으로 만들기 위해 무작위 표본추출과 표본의 무작위 배정을 전제로 한다2).

그러나 정책개입 전에 실험집단과 통제집단을 무작위로 표본을 추출하고 이를 다시 무작위로 배정

하는 일은 현실적으로 실행이 불가능 경우가 많으며(노화준, 2006), 특히 패널데이터를 이용하여 정

책개입효과를 측정하고자 할 경우 이러한 통제집단 사전사후 실험설계 방식의 적용이 더욱 불가능

해 진다. 따라서 정책 개입에 대한 평가나 패널데이터를 이용한 정책개입 효과를 측정하고자 할 경우

대안적인 방법이 적용되지 않는 한 과학적인 평가를 수행하는데 크게 제약을 받게 된다.

Disability & Employment｜2013. 02. 제23권 제1호(통권 78호)

1) 국민기초생활보장법이 2012년 2월 1일 개정(동년 8월 2일 시행)에 의해, 2012년 12월 1일부터 국민연금공단에서 기초수급자근로능력평가를 실시하게 됨.

2) 통제집단 사전사후 실험설계는 무작위 표본추출과 무작위 배정방식으로 내적 타당도와 외적 타당도에 영향을 미치는 요인들과 선택적 편의를 가장 이상적으로 제거할 수 있는 실험설계이지만, 통제집단 사전사후 실험설계의 적용이 어려울 경우, 타당도를 저해하는 요인과 조사대상자의 관측 불가능한 특성으로 인해 발생하는 선택적 편의를 통제하기가 불가능하여 효과 측정에 한계가 발생한다.

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이러한 한계를 극복하기 위한 방법으로 대응적 사실(counterfactual)에 의한 추정방법으로 성향점

수매칭법을 사용할 수 있다. 대응적 사실이란 프로그램 참여자가 프로그램에 참여하지 않았을 경우

에 얻게 될 잠재적 성과(potential outcome)를 말한다. 대응적 사실과 실제 성과 간의 차이가 프로그

램의 효과가 된다. 엄밀한 통제집단 사전사후 실험설계가 어려울 경우에는 유사실험설계에 의한 성

향점수매칭(PSM: propensity score matching)방법으로 실험집단과 비교집단으로 정책 대상자를 선

정 및 배정한 후 종속변수에 대한 독립변수의 종단적 효과를 측정할 수 있다. 또한 성향점수매칭을

결합한 이중차이(DID: difference in difference) 추정모형을 통해 무작위 표본추출과 무작위 배정하

는 대신 성향점수매칭으로 실험집단과 비교집단에 배정하는 방법을 사용하여 장애인의 취업이란

독립변수가 종속변수인 가구소득과 기초수급 지속기간에 미치는 효과를 분석할 수 있다. 이와 같은

방법으로 얻어진 분석결과는 장애인가구소득과 탈수급을 위한 고용정책의 평가에 중요한 자료가

될 수 있다.

본 논문은 장애인 취업을 정책개입변수로 가정 후 취업으로 인한 장애인 가구소득 변화와 국민기

초생활보장법의 수급지속기간에 미친 순수 효과가 어느 정도이며, 어떠한 요인이 가구소득과 수습

가구 유지기간에 영향을 미치는가를 실증적으로 파악하여 증거기반정책을 위한 실증적인 근거가 되

는 정보를 제공하고자 한다. 취업의 효과를 추정하기 위해 1차 연도(2008년)에서 4차 연도(2011년)까

지의 장애인고용패널데이터를 이용하고자 한다. 그리고 본 논문은 패널데이터를 이용한 종단적 연

구에 의해 실증적으로 검증하고자 하는 연구 질문은 다음과 같다.

첫째, 장애인 취업은 가구소득증대에 영향을 미치는가? 영향을 준다면 그 효과는 어느 정도인가?

둘째, 장애인 취업 여부는 장애인 가구의 가구원 근로소득에 영향을 미치는가? 영향을 준다면 그

효과는 어느 정도인가?

셋째, 노동시장 진입을 통한 소득계층 상향이동이 장애인 가구에게도 유효한가?

Ⅱ. 선행연구 검토

1. 부가노동자효과와 실망노동자효과

부가노동자효과(added worker effect)란 가구주의 소득에 손실 혹은 상실이 있을 경우, 가구 내 가

구원의 취업에 영향을 미치는 효과를 말한다. 반면, 실망노동자효과(discouraged worker effect)란 불

경기 시 구직의 어려움으로 인해 가구원이 구직활동을 포기하고 비경제활동인구로 전환되는 효과를

장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구

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말한다.

이러한 두 효과는 경기가 침체되거나 가족의 구성원이 건강과 질환 등과 같은 요인으로 문제 해결

에 가족의 직접적 대처 방안 이외에 대체적 방법을 찾기가 어려울 경우 발생한다. 부가노동자효과는

경기의 침체로 가구주가 실직하였을 경우 배우자나 자녀가 가구소득의 손실을 보전하기 위해 구직

활동을 하거나 노동시장에 참여하여 가구소득을 보충하는 경우에 발생한다. 반면, 실망노동자효과

는 경기 침체로 가구주가 실직하거나 노동시장에 참여가 어려울 경우 가구소득이 감소하더라도 배

우자나 자녀와 같은 가족이 경기 침체나 가정의 문제로 인해 구직활동을 포기하거나 노동시장에 참

여를 줄이는 경우에 발생하는 효과이다. 이와 같은 두 가지 효과를 기대임금으로 설명할 수도 있다.

기대임금이란 취업 시 임금률에 취업할 확률을 곱한 것이다. 이를 식으로 나타내면 다음과 같다.

E(W) = πW

E(W) = 기대임금, W = 취업 시 임금률, π = 취업할 확률

경기 침체 하에서 취업 시 임금률과 취업할 확률이 모두 낮아진다. 이로 인해 기대임금이 매우 낮

아질 경우 구직활동이나 노동시장에 참여하기보다 가정에서 일하는 것이 더 이익이 증대된다고 생

각하여 실망노동자효과가 발생한다. 이처럼 불황 시에는 가정의 기대임금이 하락하게 되며, 기혼여

성의 경우 일반적으로 대체효과가 소득효과보다 크게 나타난다(김재원, 1997).

박진희(2009)의 연구에 의하면 영국·독일·이탈리아 등 선진국에서는 실망노동자효과가 크게

나타나는 반면, 후진국에서는 부가노동자효과가 크게 나타났다. 박진희(2009)는 한국의 경우 남편의

실직이 기혼여성의 경제활동 참가에 실망노동자효과가 더 크게 나타난 것으로 분석하였다.

2. 장애인 가구소득과 노동시장 참여

한국장애인고용공단 고용개발원에서 발간한 제3차 장애인고용패널조사(2010년)에 의하면(양수

정 외, 2011: 382), 장애인 가구 가운데 기초생활보장 수급가구는 전체의 32.3%이다. 가구원 수가 적

을수록 수급 비율이 높게 나타났으며, 수급가구 중 장애인이 가구주인 경우에 수급 비율이 더 높게

나타났다(<표 1>참조).

장애인 가구에서는 근로소득의 비중이 높지 않지만 2009년도 패널장애인 가구의 총소득에서 근로

소득 비중이 75% 이상인 가구 가운데 가구원 수가 증가하거나, 패널장애인이 가구주가 아닌 경우에

총소득에서 근로소득의 비중이 더 높은 것으로 나타나고 있다. 반면 1인 가구 중에서 가구근로소득


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이 전혀 없는 경우가 72.9%나 되었다(양수정 외, 2011: 381-382). 따라서 장애인 가구의 빈곤에 대처

하기 위해 가구 내 다른 소득창출자가 있을 경우 장애인 1인 가구에 비해 빈곤 위험률을 낮출 수 있기

때문에 2인 이상의 소득창출자의 가구가 1인 가구에 비해 빈곤 대처에 유리할 것으로 보인다.

<표 1> 기초생활보장 수급 여부와 가구원 수 및 장애인 가구주 여부(단위 : %, 명)

그리고 아래 <표 2>에서와 같이 현재 수급을 받고 있는 장애인에게 취업을 통해 어느 정도의 소

득이 보장되면 기초수급을 탈피할 의향이 있는지에 대해 질문한 결과 73.1%가 어떠한 수준의 일자리

가 제공되어도 기초수급을 탈피할 의향이 없다고 응답한 것으로 나타났다(양수정 외, 2011: 382-

383). 이러한 점은 장애인이 직면하는 노동시장 환경의 불안정과 장애인의 근로능력 장애 및 질환 등

이 수급유지의 요인이 되고 있는 것으로 여겨진다. 그러나 <표 2>에서 근로 능력을 가진 장애인 중

에 소득수준이 높아질수록 탈수급 의향이 증가하고 있음은 장애인에게 안정된 노동시장 환경과 취

업 시 소득을 보장하는 재정적 유인 제공 등은 수급탈피 유인이 될 수 있는 것으로 보아진다.

<표 2> 기초생활보장 수급 탈피의향(단위 : %)

한편, 윤희숙(2011)은 국가개입의 기준선이 되고 있는 기초수급의 최저생계비는 사회보호 기능으

로서의 역할이 중요하나 최저임금보다 높은 공공부조빈곤선의 보장과 각종 지원의 집중은 탈수급의


구 분 비 율가구원 수 장애인 가구주

1인 2인 3인 4인 5인 이상 가구주 가구주 아님

수급가구 32.3 60.9 31.7 27.1 21.3 17.7 36.9 24.4

미수급가구 67.7 39.1 68.3 72.9 78.7 82.3 63.1 75.6

전 체 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0

현재 수급액의 70% 수준 1.8



현재 수급액의 200% 수준 이상 14.9

어떤 수준의 일자리가 제공되어도 (기초수급)을 받지 않을 의향 없음 73.1

모름/응답거절 0.2

전 체 100.0

저해 요인으로 보고 근로능력의 유무에 따라 근로소득이나 임금에 연동하여 근로소득을 보조를 하

거나 부양의무자의 규정을 완화하여 공공부조의 노동시장 연계가 필요한 것으로 보고 있다. 이러한

점은 장애인 수급자와 장애인 근로자에게도 동일하게 나타난다고 볼 수 있다. 즉, 최저임금보다 높은

공공부조빈곤선의 보장과 각종 지원의 집중은 장애인에게도 근로의욕을 상실하게 하는 요인이 될

수 있다.

또한 윤희숙(2012a)은 2000년에서 2008년 노동패널조사연구에서 항상 빈곤상태에 있거나 장기·

반복적 빈곤상태의 가구가 전체의 27.4%이며, 이 중 빈곤을 한 번도 벗어나지 못한 가구주의 80.2%,

3회 이상 빈곤을 경험한 가구주의 55.9%가 미취업자임을 보여주고 있다. 미취업에 의한 빈곤지속이

큰 비중을 차지함을 알 수 있다.

따라서 여기에 대한 정책적 대응방안으로 빈곤층의 소득보장 중심의 공공부조를 자립지원 중심의

적극적 노동시장정책으로 전환이 필요하다는 것이다. 즉, 미취업가구와 근로빈곤가구 모두 고용을

통한 소득보장으로의 전환을 위해 취업자가 없는 빈곤가구는 취업자가 생기도록 하고, 저임금취업

자가 있는 빈곤가구의 경우에는 추가적 소득창출자가 생기도록 취업을 증진하도록 하여 노동시장의

진입을 통한 소득계층 상향이동정책이 필요하다고 보았다(윤희숙, 2012b). 이러한 대응방안은 장애

인 가구에게 매우 시사하는 점이 크다. 본 논문의 실증적 연구도 여기에 대한 검토를 주요 대상으로

하고 있다.

오수경(2004)은 장애에 대한 사회모델에 근거하여 근로 능력을 가진 장애인에게 적극적 노동시장

정책으로 장애인 취업에 불리한 사회적 구조와 환경을 개선하고 근로유인 제공과 근로활동 지원이

필요하다고 보았다. 이를 위해 의학적 손상 중심 장애판정에서 근로능력 중심의 장애판정으로 전환

하여 장애인의 근로 참여와 기초수급 탈피가 필요한 것으로 분석하고 있다.

장애에 대한 관점 변화와 근로연계 가능성에 대한 인식은 정신적, 신체적으로 중증의 손상이 있더

라도 사회적, 물리적 환경의 개선을 통해 근로활동 참여가 가능하다는 연구 성과에 근거하고 있다

(Marin, 2003; Social, Health and Family Affairs Committee, 2002; 오수경, 2004). 장애개념에 대한 인

식이 신체적 손상 중심의 의료모델에서 근로능력장애 중심의 직업모델과 사회구조장애 중심의 사회

모델로 전환은 현재 장애인 자립생활모델과 함께 장애인의 경제적 자립과 사회통합을 가능하게 하

는 정책 변화의 추세와 맞물려져 있다.

이러한 변화로 인해 실제로 OECD 회원국들에서 근로활동에 참여하는 장애인의 소득 수준은 장애

정도와 관계없이 비장애 미취업자의 소득 수준 보다 높은 것으로 나타났고(OECD, 2003), 미국의

2002년 인구조사(Current Population Survey)에서도 중증장애인일지라도 정규직일 경우 경증장애인

근로자들에 비해 높은 소득을 얻는 것으로 조사되었다(U.S. Bureau of the Census, 2002). 이는 공공

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부조의 수급자 장애인에 대한 근로능력판정에 대한 전문성이 향상되고 재정적 유인과 직업재활의

개입이 적극적으로 이루어짐에 따라 장애인에 대한 적극적 노동시장정책3)의 가능성을 보여주는 것

이다(오수경, 2004).

3. 장애인 취업과 가구소득 관계

한국노동패널데이터 1∼6차년도 분석 결과(이동영, 2005), 장애인 가구는 만성적인 빈곤상태에 놓

여 있는 것으로 나타났다. 빈곤 탈출이 장애인의 취업과 건강상태 및 가구 내 취업자수 변수들의 영

향을 받는 것으로 분석되었다. 공적이전소득은 비빈곤 소득계층으로의 이동에 영향을 미치지 못하

는 것으로 나타났다. 탈빈곤을 위해서는 장애인 가구의 특성을 고려한 적극적 노동시장정책과 근로

활동지원과 함께 가구 내 가족지원서비스정책에 대한 통합지원방안이 요구된다고 보았다. 또한 이

동영(2005)은 장애인 가구 내 취업자 수의 감소는 경기상황을 반영하고 있지만, 활동보조지원 정책

의 부재로 인하여 가구 내 장애인에 대한 가구원의 활동보조 부담이 크기 때문에 가구원의 취업을 어

렵게 만든 것으로 보았다.

2000년 장애인 실태조사자료에 의한 이선우 외(2001) 연구에서는 장애인 가구소득에 영향을 미치

는 요인으로 가구주여부, 혼인상태, 장애유형, 건강상태, 연령, 가구원수, 교육연수, 취업여부 등으로

나타났다. 가구주이거나, 기혼일 경우, 정신적 장애일 경우 가구소득이 감소하였으나, 연령이 높거나

가구원수가 많을 경우, 그리고 교육연수가 길거나 건강할수록, 취업자일 경우 장애인 가구소득은 증

가하는 것으로 분석되었다.

한편 한국노동패널 1∼3차(1998∼2000년) 자료에서 일반가구를 대상으로 가구의 빈곤에 영향을

미치는 주요 요인에 대한 실증적 연구(금재호,김승택, 2001)에서 가구 내 취업자 수가 빈곤에 영향을

미치는 요인으로 작용하는 것으로 나타나 부가노동자효과(added worker effect)의 가능성을 제기하

였다. 이러한 부가노동자효과는 본 논문의 실증적 분석에 시사하는 바가 크다. 그 이유는 장애인이란

특성으로 인해 노동시장 참여에 제한이 있거나 경기 침체가 발생할 경우 가구 내 가구원의 취업에 영

향을 미치기 때문에 부가노동자효과(added worker effect) 또는 실망노동자효과(discouraged

worker effect)가 발생할 수 있다.

한국노동패널조사(2001-2005년) 자료를 이용한 유완식(2007)의 연구에서 노동시장에 참여한 장애

인 가구가 빈곤으로부터 벗어나는 정도는 사회보험이나 공공부조의 사회안전망장치보다 3배가 높

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3) 오수경(2004)의 논문에서는 적극적 노동시장정책이란 용어 대신 근로연계정책이란 용어를 사용하고 있지만, 본 논문에서는적극적 노동시장정책이란 개념이 더 적절한 것으로 보았다(황덕순 외, 2010: 8-11).

은 것으로 나타났다. 한국노동패널조사 8차(2005년) 자료에 의해 전체가구에 대한 가구균등화지수

로 측정된 가구소득(이하 가구균등화소득이라 한다)4)은 월평균 139만원(연 1,668만원), 미취업가구

를 포함한 장애인가구에서는 월평균 109만원(연 1,308만원)으로 분석되었다. 그리고 저소득 장애인

의 노동공급과 소득을 연계한 근로연계 소득지원정책에서 근로소득을 기준으로 하기 보다는 근로시

간을 기준으로 하는 임금지원정책이 소득 개선과 노동공급 증가에 효과적인 것으로 분석되었다. 또

한 장애인 가구의 빈곤개선을 위해 장애인 수급자가 취업 시 기초생활 급여의 감소에 대해서는 부정

적으로 보았다.

김태완 외(2010)는 한국복지패널조사의 4개년 자료를 활용하여 패널분석 결과, 장애인의 소득수

준별로 지원방안으로 저소득 장애인들에게는 안정적으로 생활이 유지될 수 있도록 하는 소득지원방

안이 필요하며, 소득과 학력이 높은 장애인들은 일자리의 질을 고려한 소득보장이 필요한 것으로 보

았다. 아울러 기혼 장애인 경우 안정된 결혼생활을 지속할 수 있는 방안도 필요한 것으로 보았다.

Ⅲ. 연구 방법

1. 분석 자료

본 논문의 분석에 사용한 데이터는 한국장애인고용공단 고용개발원에서 제공하는 1차년도(2008

년) 장애인고용 패널데이터에서부터 4차년도(2011년) 장애인고용 패널데이터까지이다. 패널조사에

서 1차년도(2008년) 장애인고용 패널데이터 수는 5,092개이고, 2차년도(2009년) 패널데이터 수는 미

참여자 415명을 제외한 4,677개이며, 3차년도(2010년) 패널데이터 수는 미참여자 526명을 제외한

4,566개이다. 그리고 4차년도(2011년) 패널데이터 수는 미참여자 695명을 제외한 4,397개이다. 이 가

운데 본 논문의 성향점수 매칭을 결합한 이중차이(DID)분석에 사용된 최종 패널데이터 수는 2,732개

이다.

성향점수매칭에 사용된 데이터는 1차년도(2008년) 패널데이터에서부터 3차년도(2010년) 패널데

이터까지이다. 그리고 이중차이(DID)분석에 사용된 데이터도 1차년도(2008년) 패널데이터와 3차년

도(2010년) 패널데이터이다. 다만 이중차이(DID)분석에는 2차년도(2009년)의 패널데이터와 4차년

도(2011년)의 패널데이터 가운데 가구총소득과 가구원 근로소득의 관련 데이터만 추가되었을 뿐이

다. 이중차이(DID)분석에서 2차년도(2009년) 패널데이터와 4차년도(2011년)의 패널데이터의 일부


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4) 가구균등화소득의 산출방법은 본 논문 <표 5>에서와 같이 한해의 가구근로소득과 가구근로외소득의 합계를 가구원수 제곱근으로 나눈 것을 가구균등화지수, 즉 가구균등화소득이라 한다.

가 추가된 이유는 가구총소득과 가구원 근로소득은 모두 전년도의 것으로 조사되었기 때문이다.

따라서 아래의 <표 3>에서와 같이 성향점수매칭에는 1차년도(2008년) 패널데이터에서부터 3차

년도(2010년) 패널데이터까지 사용되었지만, 이중차이(DID: difference in difference)분석에서는 1차

년도(2008년)와 3차년도(2010년)의 패널데이터에 2차년도(2009년)와 4차년도(2011년)의 가구총소득

과 가구원 근로소득의 관련 데이터가 추가되었다는 점이 다르다.

<표 3> 분석에 투입된 패널데이터의 연도별 현황5)

(단위 : 개)

2. 변수의 정의 및 측정

성향점수매칭(PSM: propensity score matching)에서의 종속변수는 패널장애인의 취업여부이다.

패널장애인의 성별, 연령, 장애유형, 학력 등의 독립변수들이 취업여부의 확률로 나타나는 성향점수

를 추정하는데 투입되었다. 성향점수매칭모형 추정에 투입된 변수들의 구성은 다음 <표 4>와 같다.

<표 4>의 변수명에서는 한국장애인고용공단 고용개발원에서 제공한 원변수명을 그대로 사용하

여 변수별로 패널조사데이터를 찾는데 용이하도록 하였다6). 본 논문의 분석을 위해 새로 만들어진

변수명에 대해서는 변수값 칸에 간단한 설명을 하였다. 변수의 변수값이 1과 2 두개만 있는 이분변수

값인 경우에는 변수값 1은 그대로 사용하였고, 변수값 2는 0으로 변환하였다. 그리고 3개 이상의 변

수값을 가지고 있는 type4(장애유형), school(학력), dq002100(혼인상태) 변수들은 모두 더미변수로

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5) 한국장애인고용공단 고용개발원에서 제공한 원데이터에는 1차에서 3차까지 데이터의 합계가 14,335개이지만, 성향점수매칭전에 투입된 데이터 합계가 14,312개로 되어 23개가 감소하였다. 그 이유는 family_income(패널장애인을 제외한 가구원 근로소득) 변수에 (-)값을 가진 데이터 23개를 제거하였기 때문이다. 그리고 매칭 후의 데이터가 8,860개로 줄어든 이유는 매칭 전의 데이터에서 매칭되지 않은 데이터를 제거하였기 때문이다.

6) 한국장애인고용공단 고용개발원에서 제공한 장애인고용패널조사 코드북(통합)에는 long-type data에서 사용하는 변수명과wide-type data에서 사용하는 변수명으로 나누어진다. long-type data에서 변수명은 파트명+구분번호+변수번호의 순으로 만들어진다. 본 논문에서는 전자의 long-type data에서 사용하는 변수명을 사용하였다.

차수(연도)성향점수매칭

성향점수 매칭을 결합한 이중차이(DID)분석매칭 전 매칭 후

1차(2008) 5,090 3,160 2,732

2차(2009) 4,672 2,881 가구총소득과 가구원근로소득 관련 데이터

3차(2010) 4,550 2,819 2,732

4차(2011) - - 가구총소득과 가구원근로소득 관련 데이터

합 계 14,312 8,860 5,464

서 _Itype4, _Ischool, _Idq002100로 나타내었다. 패널조사데이터의 원변수명 f001001 (현재 건강상태

여부)에서 변수값 3(좋은 편이다)과 4(매우 좋다)에 원변수명 f001003(건강의 일 지장 여부)의 변수값

1(전혀 그렇지 않다)과 2(그렇지 않은 편이다)를 합쳐서 새로 만든 conj_f001001(건강의 일 지장 여

부)변수의 변수값 1(없음)으로 변환하였고, 원변수명 f001003(건강의 일 지장 여부)의 변수값 3(그런

편이다)과 4(매우 그렇다)를 합쳐서 새로 만든 conj_f001001(건강의 일 지장 여부)변수의 변수값 0(있

음)으로 변환하였다. f012010(주관적 사회경제적 지위)변수는 변수값 1(하층)과 2(중하층)를 모두

1(낮음)로 전환하였고, 변수값 3(중상층)과 4(상층)를 모두 2(높음)로 전환하였다.

<표 4> 성향점수매칭모형에 투입된 변수

14


변수유형 변수명 변수 설명 변수값

종속변수 emp2 패널장애인의 취업여부 취업=1, 미취업=0

독립변수

gender 성별 남자=1, 여자=0

age 연령 연속변수값

_Itype4장애유형더미

(기준=신체외부장애)신체외부장애=1, 감각장애=2정신장애=3, 신체내부장애=4

grade2 장애정도 중증=1, 경증=0

_Ischool 학력더미(기준=무학)무학=1, 초졸=2, 중졸=3, 고졸=4, 대졸이상=5

_Idq002100 혼인상태더미(기준=미혼) 미혼=1, 유배우=2, 이혼=3, 사별=4, 별거=5

c040001 자격증 보유 있음=1, 없음=0

d001001 고용서비스 경험 예=1, 아니오=0

e004001 직업교육 경험 있음=1, 없음=0

conj_f001001 건강의 일 지장 없음=1, 있음=0

f001004 만성질병 보유 예=1, 아니오=0

f004002 일상생활 도움 있음=1, 없음=0

f012010 주관적 사회경제적 지위 낮음=1, 높음=0

h001001 가구원 수 연속변수값

h001004 가구주 여부 예=1, 아니오=0

h104001 전년도가구근로외소득 합계 연속변수값

family_income전년도 패널장애인을 제외한

가구원 근로소득h102001(전년도 가구근로소득 합계) -g003001(전년도 패널장애인 개인 근로소득)

h001002패널장애인을 포함한

장애인 가구원수연속변수값

family_em패널장애인을 제외한

가구원 취업자수가구 내에 패널장애인을 제외한 취업 가구원수

성향점수매칭을 결합한 이중차이(DID: difference in difference)분석에서의 종속변수는 가구균

등화소득과 가구원 근로소득이다. 따라서 종속변수에 따라 두 가지 유형의 분석 결과로 나누어진다

(<표 14>와 <표 15> 참조). 가구균등화소득은 연간 가구근로소득과 가구근로외소득의 합계에

가구원수의 제곱근으로 나눈 값이며7), 가구원 근로소득은 조사대상 가구의 패널장애인을 제외한

가구원의 연간 근로소득의 합계이다. 독립변수는 패널장애인의 취업여부이며, 성별, 연령, 장애유

형, 학력 등은 통제변수로서 독립변수인 취업여부와 함께 이중차이(DID) 분석에 투입되었다. 이러

한 분석에 투입된 변수들의 구성은 다음 <표 5>와 같다.

장애인고용공단에서 배부한 각 조사차수별 장애인고용패널데이터의 가구균등화소득과 가구원 근

로소득은 모두 전년도의 것으로 조사되어 있다. 그러나 <표 5>에서와 같이 종속변수로서 투입되는

이중차이(DID) 분석에서는 당해 연도의 가구균등화소득과 가구원 근로소득으로 교체되었다. 그 이

유는 실험조사에서‘ 원인이 결과보다 시간적으로 먼저 발생한다’ 는 인과관계의 기준에 따라 독립변

수인 취업여부의 조사 시점이 종속변수인 가구균등화소득과 가구원 근로소득의 조사 시점보다 시간

적으로 적어도 같거나 앞서야 하기 때문이다.

<표 5> 성향점수매칭(PSM)과 이중차이(DID) 결합모형분석에 투입된 변수

15



종속변수

bal_income 당해 연도 가구균등화소득{h102001(당해 연도 가구근로소득 합계)+h104001(당해 연도 가구근로외소득 합계)}* / h001001(가수원수)

family_income당해 연도 패널장애인을 제외한

가구원 근로소득h102001(당해 연도 가구근로소득 합계) -g003001(당해 연도 패널장애인 개인 근로소득)

독립변수 emp2 패널장애인의 취업여부 취업=1, 미취업=0

통제변수

gender 성별 남자=1, 여자=0

age 연령 연속변수값

type4장애유형

(기준=신체외부장애)신체외부장애=1, 감각장애=2정신장애=3, 신체내부장애=4

grade2 장애정도 중증=1, 경증=0

school 학력(기준=무학) 무학=1, 초졸=2, 중졸=3, 고졸=4, 대졸이상=5

dq002100혼인상태

(기준=미혼)

미혼=1, 유배우=2, 이혼=3,사별=4, 별거=5

c040001 자격증 보유 있음=1, 없음=0

d001001 고용서비스 경험 예=1, 아니오=0

7) 가구균등화소득은 대부분 가구균등화지수로 표현되고 있지만(유완식, 2007; 금재호, 2006; 금재호, 김승택, 2001), 본 논문에서는 가구균등화소득이라 하였다.

* h102001(가구근로소득 합계)는 패널장애인 개인 소득과 가구원 중 취업자 소득의 합계이다(한국장애인고용공단,

2011: 5-17). 그리고 h104001(가구근로외소득의 합계)는 패널장애인을 포함한 가구 전체 근로외소득의 총액이며, 근

로외소득에는 사회보험급여, 재산소득(금융소득과 부동산소득), 사적이전소득, 공적이전소득, 기타소득이 포함된다

(양수진 외, 2011: 521).

3. 분석 방법

1) 추정 모형

⑴ 성향점수매칭모형

성향점수매칭모형(Propensity Score Matching Model)은 로짓 또는 프로빗 회귀모형에 의해 성향점

수(Propensity Score)를 추정하는 모형이다. 본 논문에서 성향점수매칭모형이 로짓회귀분석 유형에 속

하는 이유는 종속변수인 취업여부는 이분형변수값(1=취업, 0=미취업)을 갖는 변수이며, 독립변수의

투입에 의해 회귀계수를 산출하고, 종속변수의 변수값 1에 속할 확률을 구하는 방식으로 성향점수값

을 산출하기 때문이다. 성향점수매칭모형에서는 먼저 성향점수를 산출하고 이에 대응하는 매칭성향

점수를 구한다. 다음으로 처음 산출된 성향점수를 실험집단에 할당하고 매칭방법으로 만들어진 성향

점수는 비교집단에 할당하게 된다. 본 논문에서는 실험집단은 취업한 장애인들이며, 비교집단은 미취

업 장애인들로 할당되었다. 성향점수를 매칭(짝짓기) 원리를 그림으로 나타내면 다음 [그림 1]과 같다.

16



통제변수

e004001 직업교육 경험 있음=1, 없음=0

f001004 만성질병 보유 예=1, 아니오=0

f004002 일상생활 도움 있음=1, 없음=0

f012010 주관적 사회경제적 지위 낮음=1, 높음=0

h001001 가구원수 연속변수값

h001004 가구주 여부 예=1, 아니오=0

h001002패널장애인을 포함한

장애인 가구원수연속변수값

conj_f001001 건강의 일 지장 없음=1, 있음=0

total_emp패널장애인을 포함한

가구원 취업자수가구 내에 패널장애인을 포함한 취업 가구원수

family_emp패널장애인을 제외한

가구원 취업자수가구 내에 패널장애인을 포함한 취업 가구원수

period_emp 패널장애인 취업기간패널장애인이 2010년까지 임금근로자, 자영업자 및 무급가족종사자로 근무한 개월 수의 합계

[그림 1] 성향점수 매칭 원리8)

⑵ 성향점수매칭과 이중차이(DID) 결합모형

성향점수와 이중차이 결합모형(MDD)9)은 성향점수매칭에 의해서 할당된 실험집단과 비교집단 간

에 종속변수의 종단적 차이 효과를 다중회귀분석에 의해 추정하는 모형이다. 성향점수매칭을 결합

한 이중차이모형을 적용하기 위해서는 종속변수에 대한 효과를 측정하고자 하는 두 시점이 사전에

결정되어 있어야 한다.

본 논문에서 성향점수와 이중차이 결합모형을 적용하기 위해 다음과 같은 절차로 진행하였다. 먼

저 2008년과 2010년의 두 시점에 대한 종속변수의 변화 효과를 측정하기 위해 매칭된 성향점수를 갖

는 패널장애인 가운데 2008년에는 취업집단을 제거하고 미취업집단만 남겨두었다. 다음으로 2008년

에 미취업한 집단이지만 2010년에는 취업한 집단일 경우 2008년에도 동일하게 실험집단으로 할당하

였고, 2010년에 미취업한 집단은 2008년에도 동일하게 비교집단으로 구성하였다. 그 다음으로 2008

년의 실험집단의 가구균등화소득과 2010년의 실험집단의 가구균등화소득의 차이를 구하고 나서, 여

기에 2008년의 비교집단의 가구균등화소득과 2010년의 비교집단의 가구균등화소득의 차이를 구한

값을 빼주어 최종적으로 이중차이효과를 얻게 되었다. 모형의 식은 다음 (3.1)과 같으며, 모형의 원리

를 나타내면 <표 6>과 같다.

17


실험집단

취업장애인(Ai) A1 A2 A3 A4 A5 … An, i=1, 2,…n

성향점수 p1 o1 k1 m1 w1 …

매칭(짝짓기)

비교집단

미취업장애인() B1 B2 B3 B4 B5 … Bn, j=1, 2,…n

성향점수 o2 p2 h2 m2 k2 …

8) 성향점수 매칭 원리를 나타내는 [그림 1]은 김태일 (2009). 비실험연구에서 효과 추정의 타당성 저해요인 및 대처방법-처리·비교집단 비동질성에 따른 편의와 성향점수매칭 방법. 2009년 한국정책학회 동계학술발표논문집 자료를 참고하여 수정한 것임.

9) 성향점수와 이중차이 결합모형(성향점수를 결합한 이중차이모형)을 MDD(Matched Double Difference 또는 Matching withDifference in Difference), DDM(Difference in Difference Matching), Difference in Difference Combined with PropensityScore Matching 등과 같은 다양한 용어로 사용되고 있다(Essama-Nssah, 2006; Smith & Todd, 2005; Blundell & Dias, 2000; 박상현, 김태일, 2011: 289; 권현정, 조용운, 고지영, 2011: 309).

(3.1)

Y Xi2 = 2차 시점 연도에서 실험집단에 속하는 i번째 취업장애인이 갖는 종속변수값

Y Kj2 = 2차 시점 연도에서 실험집단에 속하는 j번째 취업장애인이 갖는 종속변수값

<표 6> 성향점수매칭과 이중차이(DID) 결합모형의 원리

성향점수매칭과 이중차이 결합모형의 식 (3.1)을 종단회귀모형의 식으로 나타내면 (3.2)와 같으며,

식 (3.2)에 차분을 적용하여 만들어진 횡단회귀모형의 식은 (3.3)과 같다.

(3.2)

Yit = 종속변수, Xit = 독립변수, Tit = 시점변수,ui = 관측되지 않는 시간에 불변 변수,

e= 관측되지 않는 다른 특성

(3.3)

위 식 (3.3)의 차분한 횡단회귀모형에서는 관측되지 않는 시간에 불변 변수인 는 두 시점 간의 차분

으로 없어지게 된다.

2) 통계분석의 유형

본 논문에서 사용한 통계분석의 유형은 <표 7>에서와 같다. 이 가운데 패널로짓모형은 확률효과

18


구 분 2008년 2010년 차 이

실험집단(취업 장애인)

가구균등화소득 A1 A2 A2 - A1

가구원근로소득 B1 B2 B2 - B1

비교집단(미취업장애인)

가구균등화소득 A3 A4 A4 - A3

가구원근로소득 B3 B4 B4 - B3

차 이가구균등화소득 A1 - A3 A2 - A4 (A1 - A3) - (A4 - A3)

가구원근로소득 B1 - B3 B2 - B4 (B2 - B1) - (B4 - B3)

19

모형에 의해 추정되었으며, 성향점수매칭을 위해 stata10.0에서 psmatch2 프로그램을 사용하였다.

psmatch2 프로그램에서 본 논문에 적용한 명령문 구조는 로짓모형처럼 psmatch2 종속변수 변수1 변

수2 변수3 …과 같은 배열방식으로 이루어져 있다. 매칭방식에는 Nearest Neighbor(NN) Matching,

Caliper Matching, Kernel Matching, Local Linear Matching 등이 있는데, 본 논문에서는 Nearest

Neighbor(NN) Matching의 Neighbor(5) Matching을 적용하였다. 그리고 이중차이(DID)분석에서는

stata의 reg D.종속변수 D.독립변수 D.통제변수1 D.통제변수2 D.통제변수3 … 명령문을 사용하였다

(민인식, 최필선, 2010: 156-161).

<표 7> 통계분석의 유형

3) 분석 절차

본 논문에서 성향점수매칭법을 적용하기 위하여 [그림 2]의 절차와 같이, 먼저 장애인 패널데이터

에서 동일한 취업 확률을 가진 집단을 만들기 위한 성향점수 로짓회귀분석을 실행하였다. 다음으로

2008년 패널데이터에서 미취업장애인 데이터만 남기고 취업장애인 데이터는 삭제하였다. 그 다음에

는 2008년 패널데이터에서 미취업장애인 가운데 2010년에 취업한 장애인을 실험집단에 할당하고,

2010년에 미취업한 장애인을 비교집단에 할당하는 방식으로 매칭을 하였다. 마지막으로 이러한 성


분석 유형 분석 내용 관련 장과 절

빈도 분석 인구학적·사회경제적 특성 분석 Ⅳ장 1절 패널장애인 일반적 특성

성향점수매칭분석

•취업확률에 대한 성향점수 생성•성향점수매칭 후 실험집단(취업한 장

애인집단)과 비교집단(미취업 장애인집단)으로 할당

Ⅳ장 2절 성향점수매칭(PSM) 결과

t검정

•매칭 전 취업집단과 미취업집단 간의성향점수평균 차이검정

•매칭 후 취업집단과 미취업집단 간의성향점수평균 차이검정

Ⅳ장 3절 성향점수 매칭 전과 매칭 후의 차이검정

•취업집단과 미취업집단 간에 가구균등화소득 평균의 차이검정

•취업집단과 미취업집단 간에 패널장애인을 제외한 가구원근로소득평균의 차이검정

Ⅳ장 4절취업집단과 미취업집단 간에 가구균등화소득의 차이검정

이중차이분석

•성향점수매칭을 결합한 장애인 취업의 가구소득효과와 가구원근로소득효과 측정

Ⅳ장 5절성향점수매칭(PSM)을 결합한 이중차이(DID)분석 결과

20

향점수매칭 방식으로 할당된 실헙집단과 비교집단의 가구균등화소득과 가구원근로소득에 대한 효

과를 성향점수매칭을 결합한 이중차이(DID)모형으로 추정하였다.

[그림 2] 성향점수매칭을 결합한 이중차이분석 절차

Ⅳ. 분석 결과

1. 패널장애인의 일반적 특성

분석에 투입되는 패널데이터의 수가 성향점수매칭에서 보다 이중차이(DID)분석에서 더 적고, 성

향점수매칭에서도 조사시점별로 패널데이터 수가 다르다. 그리고 패널장애인의 일반적 특성도 분석

유형에 따라 각각 다르게 된다. 이로 인해 본 논문에서는 이중차이(DID)분석에 최종 투입된 2,732개

의 패널장애인에 대한 일반적 특성을 하였고, 분석 결과는 다음 <표 8>과 같다. 최종 투입된 패널장

애인수가 2,732개가 되는 이유는 <표 1>을 참조하면 알 수 있다.


1단계

Stata의 psmatch2로1차 성향점수 생성

2단계

매칭법에 의해 1차 성향점수에대응한 매칭성향점수 생성

3단계

성향점수가 만들어진 패널 중에서2008년 기준 미취업 패널만 선정

4단계

종단분석의 두 시점 선택

5단계

2010년 기준 취업한 패널은 실험집단, 미취업 패널은 비교집단에할당

6단계

종단분석의 이중차이모형 추정을 위하여 stata에서 이중차이 분석 실행

⇒ ⇒

⇒ ⇒

21

<표 8> 패널장애인의 일반적 특성


변수명 변수값 빈도 백분율(%)

성별(gender)

여성남성Total

1,2511,4812,732

45.7954.21

100.00

연령대(period_age)

10대20대30대40대50대60대70대Total

35111222571

1,000616177

2,732

1.284.068.13

20.9036.6022.556.48

100.00

장애유형(type4)

신체외부장애감각장애

정신적 장애신체내부 장애

Total

1,650544303235

2,732

60.4019.9111.098.60

100.00

장애정도(grade2)

경증중증Total

1,2131,5192,732

44.4055.60

100.00

학력(school)

무학초졸중졸고졸

대졸 이상Total

468764552781167

2,732

17.1327.9620.2028.596.11

100.00

취업여부(emp2)

미취업자취업자

Total

2,420312

2,732

88.5811.42

100.00

혼인상태(dq002100)

미혼유배우(결혼/동거)

이혼사별별거Total

5801,347

40234657

2,732

21.2349.3014.7112.662.09

100.00

자격증 보유

(c040001)

없음

있음

Total

2,394

338

2,732

87.63

12.37

100.00

고용서비스 경험(d001001)

아니오예

Total

2,64488

2,732

96.783.22

100.00

직업교육훈련 경험(e004001)

없음있음Total

2,71517

2,732

99.380.62

100.00

22



만성질병 보유(f001004)

아니오예

Total

1,0261,7062,732

37.5562.45

100.00

일상생활 도움(f004002)

없음있음Total

1,5431,1892,732

56.4843.52

100.00

주관적 사회경제적 지위(f012010)

높음낮음Total

1282,6042,732

4.6995.31

100.00

총가구원 수(h001001)

12345678

Total

57491662644812332103

2,732

21.0133.5322.9116.404.501.170.370.11

100.00

패널장애인을 포함한 장애인 가구원수(h001002)

1234

Total

2,337361304

2,732

85.5413.211.100.15

100.00

가구주 여부(h001004)

아니오예

Total

1,1711,5612,732

42.8657.14

100.00

패널장애인을 제외한 가구원 취업자수(family_emp)

01234

Total

1,559852279411

2,732

57.0631.1910.211.500.04

100.00

패널장애인을 포함한 가구원 취업자수(total_emp)

01234

Total

1,427851371767

2,732

52.2331.1513.582.780.26

100.00

취업기간 2년 이상 여부(new_period_emp)

취업기간 2년 미만취업기간 2년 이상

Total

2,622110

2,732

95.974.03

100.00

배우자 유무(new_dq002100)

배우자 없음배우자 있음

Total

1,3851,3472,732

50.7049.30

100.00

23

2. 성향점수매칭(PSM) 결과

취업여부에 대한 확률로 이루어진 성향점수변수를 만들기 위해, 먼저 stata에서 psmatch2를 실행

한 후 매칭되기 전의 취업 장애인집단(실험집단)의 성향점수와 미취업 장애인집단(비교집단)의 성향

점수 간에 히스토그램을 만들어 성향점수를 비교하면 다음 [그림 3] 및 [그림 4]와 같다. 매칭 전 취업

장애인(실험집단)과 미취업장애인(비교집단)의 성향점수의 분포를 보여주는 [그림 3]과 [그림 4]에서

의 히스토그램이 서로 비대칭적 분포를 보여주고 있다.

[그림 3] 매칭 전 취업장애인(실험집단) [그림 4] 매칭 전 미취업장애인(비교집단)

성향점수 히스토그램 성향점수 히스토그램

다음으로, 매칭을 실행 후 취업 장애인집단(실험집단)의 성향점수와 미취업 장애인집단(비교집단)

성향점수 간에 히스토그램을 만들어 성향점수의 분포를 비교하면 다음 [그림 5] 및 [그림 6]와 같다.



대졸 이상 여부(new_school)

고졸 미만대졸 이상

Total

2,565167

2,732

93.896.11

100.00

가구원 취업자 유무(new_family_emp)

가구원 취업자 없음가구원 취업자 있음

Total

1,5591,1732,732

57.0642.94

100.00

건강의 일 지장(conj_f001001)

있음없음Total

1,800932

2,732

65.8934.11

100.00

0

0 .2 .4 .6 .8 1

0.5

1

Densi

ty

Propensity Score Propensity Score

1.5

2

0

0 .2 .4 .6 .8 1

12

3

Densi

ty

24

[그림 5]과 [그림 6]에서는 매칭 후 취업장애인(실험집단)과 미취업장애인(비교집단)의 성향점수의

히스토그램이 서로 매우 대칭적인 분포로 변화되어 매칭이 잘 이루어져 있음을 볼 수 있다.

[그림 3] 매칭 후 취업장애인(실험집단) [그림 4] 매칭 후 미취업장애인(비교집단)

성향점수 히스토그램 성향점수 히스토그램

이러한 차이가 통계적으로 어느 정도 유의미한 차이를 갖는지 확인하기 위해서는 다음 절에서와

같이, 먼저 성향점수매칭 전의 취업장애인집단(실험집단)과 미취업장애인집단(비교집단) 간의 평균

차이에 대한 t 검정을 하고, 다음으로 성향점수매칭 후의 취업장애인집단(실험집단)과 미취업장애인

집단(비교집단) 간의 평균 차이에 대한 t검정이 필요하다.

3. 성향점수 매칭 전과 매칭 후의 차이검정

성향점수매칭을 완성하기 위해서는 먼저 성향점수매칭 전에 취업장애인집단(실험집단)과 미취업

장애인집단(비교집단)의 평균 차이를 t검정으로 두 평균 간에는 유의미한 차이가 있는가를 확인한

다. 다음으로 매칭성향점수를 만든 후, 매칭된 취업장애인집단(실험집단)과 미취업장애인집단(비교

집단) 간의 평균 차이를 t검정으로 다시 확인한다. 그 결과 유의수준 p<.05 이하에서 유의미한 차이

가 없게 되어야 매칭이 잘 이루어진 것이다. 이러한 과정에 의해서, 먼저 매칭 전의 두 집단 평균의 차

이를 t검정의 결과는 다음 <표 9>와 같다. 취업집단의 성향점수 평균과 미취업집단의 성향점수 평

균 간의 차이가 유의수준 p<.001에서 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다.


0

0 .2 .4 .6 .8 1

0.5

11.5

2

Densi

ty

0

0 .2 .4 .6 .8 1

0.5

11.5

2

Densi

ty

Propensity Score Propensity Score

25

<표 9> 매칭 전의 취업집단과 미취업집단 성향점수평균 간 차이검정(t검정) 결과

*** p<.001

다음으로, 매칭 후의 두 집단 평균의 차이를 검정한 결과를 보면, 다음 <표 10>과 같이 취업집단

의 성향점수 평균과 미취업집단의 성향점수 평균 간의 차이가 p<.05 수준에서 유의미한 차이가 없

는 것으로 나타났다.

<표 10> 매칭 후의 취업집단과 미취업집단 성향점수평균 간 차이검정(t검정) 결과

이상과 같이 <표 9>와 <표 10>의 t검정 결과에서 보면, 매칭 전 두 집단의 평균이 p<.001에서 유

의미한 차이가 있었지만 매칭 후에는 <표 10>에서와 같이 두 집단의 평균이 유의미한 차이가 없는

것으로 나타났다. 이러한 결과에 의해 개입 전 실험집단과 통제집단을 무선으로 할당하는 것을 대신

하여 적용된 성향점수매칭방법으로 실험집단과 비교집단의 할당이 성공적으로 완성되어진 것이다.

4. 취업집단과 미취업집단 간에 가구균등화소득의 차이검정

1) 취업집단과 미취업집단 간에 가구균등화소득의 차이검정


독립변수 빈도 평균 Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

미취업자 8673 .2657012 .0022585 .2103286 .261274 .2701283

취업자 5631 .5931713 .0032827 .2463369 .5867359 .5996068

합 계 14304 .3946151 .0023097 .2762356 .3900878 .3991423

미취업자-취업자 -.3274701 .0039846 -.3352807 -.3196596

t = -82.1839***, p = 0.0000

독립변수 빈도 평균 Std. Err. Std. Dev. [95% Conf. Interval]

취업자 573 .4924333 .0099483 .2381368 .4728937 .511973

미취업자 573 .4925538 .0099527 .238243 .4730054 .5121021

합 계 14304 .4924936 .007033 .2380858 .4786945 .5062926

미취업자-취업자 -.0001204 .0140722 -.0277306 .0274897

t = -0.0086, p = 0.9932

26

2010년도 패널데이터에서 취업집단의 가구균등화소득과 미취업집단의 가구균등화소득에 대해 t

검정 결과, 아래 <표 11>에서와 같이 유의수준 p<.01 (P=0.0000)에서 취업집단과 미취업자집단 간

에 가구균등화소득의 평균에 차이가 있는 것으로 나타났다.

장애정도에 따라 취업집단과 미취업집단 간에 가구균등화소득 평균의 차이가 있는가를 검정한 결

과, 유의수준 p<.01(P=0.0000)에서 패널장애인이 경증일 경우와 중증일 경우 모두 차이가 있는 것으

로 나타났고, 가구균등화소득이 패널장애인이 경증인 경우와 중증인 경우에 미취업보다 취업 시 더

욱 높았다.

그리고 유의수준 p<.01(P=0.0000)에서 패널 장애인이 가구주인 경우와 가구주가 아닌 경우에 가

구균등화소득의 차이가 있는 것으로 나타났고, 특히 패널장애인이 중증이고 가구주인 경우의 가구

균등화소득이 아래 <표 11>에서 가장 낮았다.

패널장애인의 취업기간에 따라 유의수준 p<.01(P=0.0001)에서 가구균등화소득이 차이가 있는 것

으로 나타났고, 2년 이상의 취업기간을 가질 경우에는 그렇지 않는 경우에 비해 가구균등화소득이

더 높았다. 패널장애인의 취업기간이 2년 미만일 경우 가구주가 아닌 경우보다 가구주인 경우에 가

구균등화소득이 더 낮았고, 그 차이가 유의수준 p<.01(P=0.0000)에서 유의미한 차이가 있었다. 그러

나 패널장애인이 취업기간이 2년 이상일 경우에는 가구주가 아닌 경우보다 가구주인 경우에 가구균

등화소득이 더 높게 나타났지만, 그 차이는 통계적으로 유의미하지 않았다. 즉, 패널장애인의 취업기

간이 2년 이상일 경우 가구주 유무는 가구균등화소득에 유의미한 영향을 미치지 않았다. 이러한 결

과는 취업기간이 짧을 경우에는 가구균등화소득에 가구주 유무가 영향을 미치지만, 취업기간이 길

경우에는 가구주 유무가 가구균등화소득에 영향을 미치지 않는 것으로 볼 수 있다.

<표 11> 취업집단과 미취업집단 간에 가구균등화소득의 차이검정


통제변수 독립변수 빈도 평균 표준오차 t p

2010년

미취업자취업자합 계차 이

2420312

2732

882.23971342.395934.7904-460.155

14.3144443.6284713.9055745.91674

-10.0215*** p=0.0000

경증


1006207

1213

913.19151402.792996.7423

-489.6001

24.021356.5132422.7474561.40659

-7.9731*** p=0.0000

중증


1414105

1519

860.21891223.327885.3185

-363.1077

17.5368765.0890617.0919167.41014

-5.3865*** p=0.0000

27

*** p<.001

위 <표 11>에서 취업자일 경우의 평균 가구균등화소득이 2010년도에 약 1,342만원이고, 미취업

자가구를 포함한 가구균등화소득은 약 934만원임을 알 수 있다. 한편 유완식(2007: 18)의 선행연구에

서는 한국노동패널조사 8차(2005년) 자료에 의해 전체가구에 대한 가구균등화소득10)은 월평균 139만

원(연 1,668만원), 미취업가구를 포함한 장애인가구에서는 월평균 109만원(연 1,308만원)으로 분석

되었다. 이를 본 논문의 <표 11>과 단순 비교하기에는 무리가 있다. 왜냐하면 본 논문에서는 2008

년 미취업집단만을 성향점수매칭에 투입하여 2010년 취업 또는 미취업집단의 가구균등화소득으로

산출되었기 때문이다. 따라서 소득계층의 이동을 성향점수로 매칭된 2008년 미취업 패널장애인이

2010년에 취업하였을 때 가구균등화소득의 변화로 파악하고자 했다.

다음 <표 12>는 성향점수매칭이 이루어진 데이터에서 2008년 미취업에서 2010년 취업으로 전환

된 패널장애인의 가구균등화소득에 대한 평균을 보여주고 있다. 이를 통계청에서 제공하는 <표

13>의 우리나라 전체 가구균등화소득과 비교했을 때, 2008년 미취업상태에서는 소득10분 중 2분위

에 속하였지만, 2010년에는 3분위로 증가하였음을 알 수 있다. 패널장애인 312명의 가구균등화소득


10) 유완식(2007: 18)의 연구에서 가구균등화소득은 가구의 총소득에 가구원수를 나눈 값으로 산출하였는데, 이 때 가구원수에n0.5를 적용하였다. 가구원수의 n0.5은 n의 1/2승인 제곱근과 같으므로 가구원수의 제곱근과 같다. 따라서 본 논문 <표 5>에서의 가구균등화소득 산출방식과 동일하다. 또한 가구균등화소득에 사용된 가구총소득도 본 논문과 동일하게 가구근로소득과가구근로외소득(사회보험급여, 금융소득, 부동산소득, 사적이전소득, 공적이전소득, 기타소득을 포함)의 합계로 이루어졌다.


경증

미가구주가구주합 계차 이

487726

1213

1252.869824.9329996.7423427.936

42.4446523.1036822.7474548.32523

8.8553*** p=0.0000

중증


684835

1519

1022.361773.0588885.3185249.3019

29.9685618.1999317.0919135.06212

7.1103*** p=0.0000

2010년

2년 미만 취업2년 이상 취업

합 계차 이

2622110

2732

923.22171210.547934.7904-287.325

14.1344571.3498513.9055772.7364

-3.9502*** p=0.0001

2년 미만 취업


113914832622

1116.378774.8706923.2217341.5071

25.428414.4626414.1344529.25357

11.6740*** p=0.0000

2년 이상 취업


3278

110

1183.9931221.44

1210.547-37.44736

151.686179.7330271.34985171.3652

-0.2185 p=0.8279

28

수준은 2008년에서 2010년 기간에 소득10분위 기준에서 소득계층의 상향 이동을 한 것으로 나타났

고, 금액으로는 약 360만원 증가하였다. 우리나라 전체의 가구균등화소득의 중위소득을 기준으로 하

였을 때, 2008년 미취업 시 패널장애인의 가구균등화소득은 중위소득의 56.4% 정도였으나, 2010년

취업으로 전환된 후에는 가구균등화소득은 중위소득의 71.3% 정도로 상승하였음을 알 수 있다.

<표 12> 2008년과 2010년 패널장애인의 가구균등화소득단위 : 만원

<표 13>에서와 같이 통계청(http://kosis.kr)에서 제공하는 가구균등화소득의 중위소득(가처분소

득 기준)은 2008년에 월 1,450,851원(연간 17,410,212원)이며, 2010년의 경우 월 1,569,106원(연간

18,829,272원)이다.

<표 13> 전체가구에 대한 가구균등화소득의 중위소득(가처분소득 기준) 현황단위 : 원

※ 출처 : 통계청(http://kosis.kr)에서 가처분소득 기준 가구균등화소득을 본 논문에 맞게 발췌함.


구분 빈도 평균 표준편차 최소값 최대값

2008년 미취업자 312 981.881 641.4572 0 3590.663

2010년 취업자 312 1,342.395 770.6324 0 3988.082

합 계 624 1,162.138

차 이 -360.514

분배 지표2008년 2010년

월 연간 월 연간

가구균등화소득의 중위소득 1,450,851 17,410,212 1,569,106 18,829,272

가구균등화소득 5분위1분위2분위3분위4분위5분위

540,7001,069,3661,449,5411,919,4703,088,664

6,488,40012,832,39217,394,49223,033,64037,063,968

577,9381,163,2081,573,0292,057,2743,270,657

6,935,25613,958,49618,876,34824,687,28839,247,884

가구균등화소득 10분위 경계값p10p20p30p40p50p60p70p80p90

583,277852,353

1,070,6101,258,3921,450,6131,657,0971,896,9872,244,2032,807,210

6,999,32410,228,23612,847,32015,100,70417,407,35619,885,16422,763,84426,930,43633,686,520

620,458929,720

1,162,6821,376,8701,569,0301,788,3472,045,9442,388,7442,978,920

7,445,49611,156,64013,952,18416,522,44018,828,36021,460,16424,551,32828,664,92835,747,040

29

2) 취업집단과 미취업집단 간에 가구원근로소득의 차이검정

가구원근로소득은 가구 내 패널장애인을 제외한 가구원의 근로소득 합계를 사용하였다. 2010년

데이터에서 패널장애인이 취업한 경우와 취업하지 않은 경우의 가구원근로소득 차이에 대하여 t검

정 결과, <표 14>에서와 같이 유의수준 p<.01(P=0.0006)에서 가구원근로소득 평균에 차이가 있는

것으로 나타났다. 취업한 장애인이 취업하지 않은 장애인보다 가구원근로소득이 더 높은 것으로 나

타났다.

경증장애인 집단에서는 취업한 장애인과 미취업 장애인 간에 가구원근로소득의 차이를 검정한 결

과, 유의수준 p<.05(P=0.0360)에서 차이가 있는 것으로 나타났지만, 중증집단에서는 유의수준

p<.10(P=0.0523)에서 차이가 있는 것으로 나타났다. 가구원 평균근로소득이 패널장애인의 취업유

무에 관계없이 경증보다 중증이 더 낮게 나타났고, 패널장애인이 중증이고 미취업 시 가구원근로소

득이 취업 시보다 더욱 낮아지고 있어 실망노동자효과를 보여주고 있다.

장애정도별로 패널장애인이 가구주인 경우와 가구주가 아닌 경우 가구원근로소득에 차이가 있는

가를 검정한 결과, 경증장애인과 중증장애인 모두 유의수준 p<.01(P=0.0000)에서 차이가 있는 것으

로 나타났으며, 패널장애인이 중증이고 가구주일 경우 가구원근로소득이 <표 14>에서 가장 낮게

나타났다. 이러한 결과는 가족이 장애인 가구주에 대한 일상생활 및 활동보조 등으로 경제활동을 포

기함으로 인한 실망노동자효과로 보아진다.

가구주가 아닌 집단에서 취업 장애인과 미취업 장애인 간에 가구원 평균근로소득의 차이를 검정

한 결과, 유의수준 p<.01(P=0.0052)에서 차이가 있는 것으로 나타났다. 가구주인 경우에도, 유의수

준 p<.01(P=0.0000)에서 취업자와 미취업자 간에 차이가 있는 것으로 나타났다. 특히, 패널장애인이

가구주이고 미취업시 가구원 평균근로소득이 매우 낮게 나타났다. 즉, 패널장애인이 가구주이고 취

업 시에는 가구원근로소득도 증가하지만, 가구주이고 미취업시에는 가구원근로소득이 오히려 감소

한 것으로 나타났다. 이는 장애인활동보조서비스가 제공되고 있었지만, 서비스 지원 범위와 서비스

제공의 제한 등으로 인한 실망노동자효과가 부가노동자효과보다 더 크게 작용한 것으로 볼 수 있다.

따라서 장애인 가구주가 근로무능력이거나 질환 등의 건강상태로 인해 취업이 어려울 경우 배우자

를 포함한 가구원이 더 취업할 수 있도록 장애인가족을 위한 적극적인 노동시장정책과 활동보조지

원제도의 확대가 필요함을 시사하고 있다.


30

<표 14> 취업집단과 미취업집단 간에 가구원근로소득의 차이검정

* p<.05, *** p<.001

다음 절차에서는 앞 절에서 매칭이 완성된 패널데이터만을 사용하여 취업한 장애인집단과 미취업

한 장애인집단 간에 가구총소득과 가구원근로소득의 차이, 즉 장애인 취업 효과를 이중차이(DID) 분

석을 통해 파악하고자 한다.

5. 성향점수매칭(PSM)을 결합한 이중차이(DID)분석

1) 성향점수매칭과 이중차이 결합모형에 의한 취업의 가구균등화소득 효과



2010년


2420312

2732

773.14711059.061805.799

-285.9138

27.8285677.3913726.2400182.24265

-3.4765*** p=0.0006

경증


1006207

1213

893.81411128.43

933.8516-234.6158

47.28947100.826442.88587111.3654

-2.1067* p=0.0360

중증


1414105

1519

687.2977922.3048703.5425-235.007

33.539115.116232.24561119.9025

-1.9600 p=0.0523

경증


487726

1213

1634.027464.1749933.85161169.852

84.6151134.0549442.8858791.21105

12.8258 p=0.0000

중증


684835

1519

1204.969292.7928703.5425912.1765

59.8680624.2725232.2456164.60139

14.1201*** p=0.0000

미가구주


1060111

1171

1338.9261808.18

1383.407-469.2538

52.54656156.685

49.97225165.2614

-2.8395** p=0.0052

가구주


1360201

1561

332.1721645.3682372.5003

-313.1961

21.1942467.7862

20.5873671.02228

-4.4098*** p=0.0000

31

장애인 취업여부에 따른 가구소득효과를 가구균등화소득(bal_income)로 파악하기 위해서 성향점

수매칭과 이중차이(DID) 결합모형으로 분석한 결과는 다음 <표 15>와 같다. 종속변수는 2008년 가

구균등화소득(bal_income)와 2010년 가구균등화소득(bal_income) 간의 차이로 이루어진 차분변수

(D.bal_income)이다. 독립변수도 2008년과 2010년 두 기간 동안에 패널장애인의 취업여부 변화를

반영한 차분변수이다. 패널장애인의 여러 가지 특성요인들을 통제한 후, 패널장애인이 2008년 미취

업에서 2010년 취업으로 전환 시 종속변수인 가구균등화소득의 변동 효과를 모형을 통해 추정한 결

과는 다음과 같다.

성향점수매칭과 이중차이 결합모형으로 추정한 결과, 독립변수 이외의 변수들을 통제했을 때 유

의수준 p<.001(p=0.000)에서 2008년 미취업 패널장애인이 2010년에 취업 장애인으로 전환 시 동일

기간에 약 322만원에 해당하는 가구균등화소득을 상승시키는 효과가 있는 것으로 분석되었다.

<표 15> 성향점수매칭과 이중차이분석 결합모형에 의한 가구균등화소득 효과 추정

† p<.10, * p<.05, *** p<.001

2) 성향점수매칭과 이중차이 결합모형에 의한 취업의 가구원근로소득 효과

장애인 취업여부에 따라 패널장애인을 제외한 가구원근로소득(family_income) 효과를 파악하기

위해서 성향점수매칭과 이중차이(DID) 결합모형으로 분석한 결과는 다음 <표 16>과 같다. 투입된

종속변수는 2008년 가구원근로소득(family_income)과 2010년 가구원근로소득 간의 차이로 이루어

진 차분변수(D.family_income)이다. 독립변수도 2008년과 2010년 두 기간 동안에 패널장애인의 취

업여부 변화를 반영한 차분변수이다. 패널장애인의 여러 가지 특성요인들을 통제한 후, 패널장애인

이 2008년 미취업에서 2010년 취업으로 전환 시 종속변수인 가구원근로소득의 변동 효과를 추정한

결과는 다음과 같다.

성향점수매칭(PSM)과 이중차이(DID) 결합모형의 추정 결과 독립변수 이외의 변수들을 통제했을


변수유형 변수명 Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]

독립변수 취업여부차분 322.6161 49.83324 6.47*** 0.000 224.901 420.3311

_cons 59.54891 486.0486 0.12 0.902 -893.5153 1012.613

Number of obs = 2732F( 26, 2705) = 4.23

Prob >F = 0.0000R-squared = 0.0391

Adj R-squared = 0.0298

32

때 유의수준 p<.10(p=0.056)에서 미취업 패널장애인이 2010년에 취업 장애인으로 전환 시 동일기간

동안 패널장애인을 제외한 가구원 근로소득액이 약 124만원 정도 감소하는 효과가 발생하였다.

<표 16> 성향점수매칭과 이중차이분석 결합모형에 의한 가구원근로소득 효과 추정

† p<.10, * p<.05, ** p<.01, *** p<.001

Ⅴ. 결 론

성향점수매칭모형은 준실험설계조사에 활용되는 모형으로 실험집단과 통제집단으로 개입 전 설

계가 불가능할 경우 조사 대상자를 종속변수의 변수값에 포함될 확률에 근거하여 만들어진 성향점

수로 실험집단과 비교집단을 분류하는데 이용되는 모형이다. 그리고 이중차이모형은 정책 개입에

대한 효과를 측정하는데 사용되어지는 모형이다. 이 두 가지 모형을 결합한 모형을 통해서 패널장애

인의 취업을 독립변수인 개입으로 가정하고 가구균등화소득과 가구원근로소득의 종단적 효과를 추

정하였다. 모형 추정에 장애인고용패널 1차(2008년)∼4차(2011년) 데이터를 사용하여 분석한 결과

를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 성향점수매칭을 결합한 이중차이분석 결과, 변수들을 통제했을 때 2008년 미취업 패널장애

인이 2010년에 취업 장애인으로 전환 시 약 322만원에 해당하는 가구균등화소득을 상승시키는 효과

가 나타났다. 그리고 2008년 미취업 패널장애인이 2010년에 취업 장애인으로 전환 시 유의수준

p<.10(p=0.056)에서 동일기간 동안 패널장애인을 제외한 가구원 근로소득액이 약 124만원 정도 감

소하는 효과가 발생하였다.

둘째, 패널장애인의 취업에 의한 가구균등화소득의 변동을 종단적으로 분석한 결과, 장애인의 노

동시장 진입을 통한 소득계층 상향이동이 있는 것으로 나타났지만, 여전히 가구균등화소득의 중위

소득 수준을 벗어나지 못하였다. 즉, 2008년 미취업상태에서는 소득10분 중 2분위에 속하였지만,


변수유형 변수명 Coef. Std. Err. t P>t [95% Conf. Interval]

독립변수 취업여부차분 -124.9556 65.35065 -1.91† 0.056 -253.0978 3.186688

_cons 250.5533 637.3977 0.39 0.694 -999.2825 1500.389

Number of obs = 2732F( 26, 2705) = 5.72

Prob >F = 0.0000R-squared = 0.0521

Adj R-squared = 0.0430

33

2010년에는 3분위로 증가하여 소득계층의 상향 이동이 있음을 보여주고 있다. 그리고 우리나라 전체

의 가구균등화소득의 중위소득을 기준으로 하였을 때, 2008년 가구균등화소득은 중위소득의 56.4%

정도였으나 2010년 취업으로 전환된 후에는 가구균등화소득은 중위소득의 71.3%로 상승하였지만

여전히 중위소득 이하임을 알 수 있다. 이러한 결과는 지속적인 소득수준 향상을 위한 장애인고용정

책이 필요함을 시사하고 있다.

셋째, 미취업한 패널장애인이 중증이고 가구주일 경우 배우자를 포함한 가구원근로소득이 분석결

과에서 가장 낮은 이유는 가구주인 장애인을 위한 가족의 활동보조 등으로 부가노동자효과보다 실

망노동자효과가 더욱 크게 나타나고 있기 때문이다. 따라서 장애인 가구주가 근로무능력이거나 질

환 등의 건강상태로 인해 취업이 어려울 경우 배우자를 포함한 가구원이 더 취업할 수 있도록 장애인

가족을 위한 적극적인 노동시장정책과 활동보조지원제도의 확대가 필요함을 시사하고 있다. 또한,

본 연구의 실증적인 근거는 증거기반정책에 필요한 정보가 될 것으로 보아진다.


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The Longitudinal Study on Household Income Effect

of Employment for the Disabled

Han, Kyung-Sung*(Associate Professor, Dept. of Social Welfare childcare, Yangsan University)

The purpose of this paper is to estimate the longitudinal effect on householdequivalence scale and family earned income of employment for the disabled. Thestatistical analyses applied panel data of employment for the disabled from1th(2008 year) to 4th(2011 year) are the Frequency Analysis, Propensity ScoreMatching Analysis, T-test, and DID Combined with PSM. The main results fromthis study are summarized as follows; First, it is verified that householdequivalence scale of employed panel disabilities is higher about 3,220,000wonthan household equivalence scale of unemployed panel disabilities. When theemployment status of panel disabilities transfer from unemployment in 2008 toemployment in 2010, it is appeared that family earned income of paneldisabilities is decreased about 1,240,000won. Second, it is appeared thathousehold equivalence scale is increased by the employment of the disabled. but,household equivalence scale of employed panel disabilities is still less than themedian income of household equivalence scale to Korean households as a whole.Third, when the disabled has not the ability to work by severe disability, theemployment promotion policy for increase of earned income of family andexpansion of the assistant support service for family is required. Finally, on thebasis of this study results, it is suggested that the improvement of theemployment policy for the disabled is required.

Key words : Employment of the Disabled, Household Income of the Disabled,Propensity Score Matching(PSM), Difference in Difference(DID),Panel Data Analysis, Longitudinal Analysis

Ab

str

ac

t

* 주저자·교신저자(한경성): [email protected]** 투고일 2012.11.12. 심사기간 2013.1.30. ~ 2013.2.25. 게재확정일 2013.2.25.

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장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구*통제집단 사전사후...

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