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9-1. 근로장애인의 빈곤 요인에 대한 연구

이 선 우 (인제대 사회복지학과 교수)

초 록

이 연구는 근로장애인의 빈곤에 영향을 미치는 다양한 요인들을 살펴보고, 근로장애인의 빈곤정책에 대한 함의를 제시하고자 하였다. 이를 위해 한국장애인고용패널 1~4차 조사의 원자료를 분석하였다. 본 연구의 종속변수는 근로빈곤 여부로, 로짓분석의 무작위효과모델과 고정효과모델을 비교하였다. 분석 결과, 가구원 중에 아동 및 노인이 있는 경우 빈곤의 가능성을 높이는 요인으로 나타났다. 반면에 장애인 외 타 근로가구원은 빈곤의 가능성을 상당히 낮추는 요인으로 나타나, 가구 구성이 근로장애인의 빈곤에 영향을 미치는 중요한 요인인 것으로 조사되었다. 또한 개인근로소득이 근로장애인의 빈곤의 가능성을 줄이는데 중요한 요인으로 나타났다. 이에 따라 근로장애인의 빈곤을 완화시키기 위해서는 아동 및 노인이 있는 가구에 대한 소득지원을 확대하거나 돌봄서비스 대상자를 확대하여 다른 가구원들이 경제활동 참여를 지원할 필요가 있다. 뿐만 아니라 단순히 일자리를 늘리는 것이 아니라 양질의 일자리를 늘리는 것이 중요하다.주제어：근로장애인, 빈곤, 로짓분석, 노인가구, 아동가구, 타근로가구원

694 제9주제 고용의 질

Ⅰ. 서 론

비정규직의 증가와 함께 근로빈곤층이 지속적으로 증가하면서 근로빈곤 및 근로빈곤정책에 대한 관심이 높아지고 있다. 2008년 세계경제위기 이후에 근로빈곤은 세계적으로 더욱 증가하고 있는 경향을 보이고 있다. 대부분의 OECD 국가들에서도 1990년대 중반에서 2000년대 중반 사이에 근로 연령대 인구의 빈곤율이 높아졌으며, 한 명 이상 근로자가 있는 가구의 구성원의 7%가 빈곤한 상태에 있는 것으로 보고되었다(OECD, 2009). 우리나라의 연간 취업경험을 기준으로 한 근로빈곤율도 2009년 중위소득 50%를 기준으로 7.0%인 것으로 나타났다(이병희, 2011). 이에 따라 근로빈곤을 완화하기 위한 정책을 시행해야 할 필요성이 커지고 있다.

지금까지 빈곤을 해소하기 위한 정책으로는 주로 소득보장정책이 활용되었다. 이는 전통적 빈곤층이 근로능력이 없는 것으로 여겨지는 노인, 아동, 장애인으로 구성되었기 때문이다. 그러나 근로빈곤층의 증가로 인해 소득보장정책 외에 고용정책 및 조세정책을 적절하게 활용할 필요성이 높아지고 있다. 우리나라에서도 소득보장정책과 고용정책을 연계하는 복지-고용 연계방안에 대해서 관심이 높아지고 있다.

장애인은 빈곤율이 매우 높은 집단으로, 소득보장정책의 주요 대상자로 인식되어 왔다. 서구에서는 장애인소득보장제도로 장애연금, 장애수당 등 다양한 장애급여를 지급하고 있다. 우리나라에서도 장애인은 국민기초생활보장제도의 주요 수급자이며, 또한 장애수당 및 장애인연금은 장애인을 대상으로 하는 주요 소득보장제도이다. 이와 같이 소득보장제도를 통해서 장애인의 빈곤을 완화시키려는 노력과 함께, 고용을 통해서 장애인의 빈곤을 해소하려는 노력도 지속적으로 계속되어 왔다. 이에 따라 장애인 고용을 늘리기 위해 장애인의무고용제도를 실시하고 있으며, 장애인직업재활시설의 운영도 지원하고 있다. 뿐만 아니라 2007년부터는 장애인차별금지법을 통해 장애인에 대한 고용 상의 차별도 금지하는 등 다양한 정책을 실시하고 있다.

근로빈곤을 완화시키기 위한 정책을 선택하기 위해서는 무엇보다도 근로빈곤의 원인을 정확하게 파악할 필요가 있다. 예를 들어, 근로빈곤의 주된 원인

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이 근로자 개인의 낮은 인적 자본이라면 근로자 개인의 교육 및 직업기술 수준 등, 인적 자본을 높일 수 있는 정책적 접근이 필요하다. 반면에 근로빈곤이 ‘좋은’ 일자리가 부족하여 나타나는 구조적 현상이라면 교육 및 직업훈련정책은 개인적 차원에서는 근로빈곤을 해소할 수 있지만 국가 전체적으로는 ‘좋은’ 일자리에 대한 경쟁만을 심화시키기 때문에 ‘좋은’ 일자리를 만드는 노동시장정책이 필요하다.

뿐만 아니라 가구 내 장애인, 노인, 아동의 유무 등 가구 구성으로 인해 근로빈곤이 발생한다면 소득보장정책이나 사회서비스정책과 같은 복지정책이 근로빈곤 완화 방안이 될 수 있다. 즉, 기초노령연금, 장애인연금의 수급대상자를 확대하거나 연금액을 높이거나, 아동수당을 도입하게 되면 가구 구성으로 인한 근로빈곤을 감소시킬 수 있을 것이다. 또한 노인, 장애인, 아동에 대한 돌봄서비스의 제공을 확대하여 다른 가구원의 경제활동 참여를 지원할 수 있다.

근로빈곤에 대한 관심이 높아지면서 우리나라에서도 근로빈곤층의 규모를 추정하고(이태진 외, 2004; 홍경준, 2005, 이병희, 2011), 근로빈곤의 원인을 규명하며(이병희 외, 2010), 근로빈곤정책을 제안하는(최균, 2011; 홍경준,

2010) 등 다양한 연구가 진행되어 왔다. 그러나 장애는 근로빈곤의 논의에서 배제되어 왔는데, 이는 본질적으로 장애인은 근로능력이 없기 때문에 소득보장정책의 대상이라는 인식에서 기인한 것이다.

그럼에도 불구하고 현실적으로는 상당수 장애인은 소득보장정책에서도 배제되어 왔다. 일반적으로 중증장애인은 근로능력이 떨어져 소득보장제도의 대상으로, 근로빈곤층의 논의에서 배제되는 것이 타당하다고 할 수 있다. 그러나 경증장애인은 근로능력이 있는 것으로 간주되어 소득보장제도의 대상에서 제외되어 있다. 장애인연금은 장애 1~2급의 중증장애인을 대상으로 하여 경증장애인은 수급대상에서 제외된다. 뿐만 아니라 국민기초생활보장제도에서도 장애인고용촉진및직업재활법에 의한 중증장애인1)을 제외한 장애인은 근로능력이 있는 것으로 보고 있다. 이에 따라 장애인 중 상당수는 근로빈곤의 논의에서 제외되지 않아야 하는데, 2010년 12월말 현재 경증장애인은 등록장

1) 장애등급 1급 및 2급; 장애등급 3급 중 뇌병변장애인, 시각장애인, 지적장애인, 자폐성장애인, 정신장애인, 심장장애인 및 상지에 장애가 있는 지체장애인.


애인 2,517,312명의 66.6%이며, 전체 등록장애인 중 비중이 1999년 이후 지속적으로 증가하고 있다(한국장애인고용공단 고용개발원, 2011).

장애가 빈곤과 밀접한 관계가 있다는 사실은 널리 알려져 있지만 장애와 근로빈곤의 관계에 대한 연구는 그다지 많지 않았던 것이 사실이다 이는 장애와 근로능력의 관계에 대한 과거 인식에서 기인한 경향이 있다. Gleicher

and Stevans (2005)는 장애인이 비장애인에 비해 근로빈곤이 될 가능성이 상당히 높은 것으로 보고하였다. She and Livermore (2009)는 미국의 근로연령층에서 장기 빈곤과 장애의 관계를 살펴보았는데, 그 결과 연간 빈곤율은 장애인이 비장애인에 비해 2~5 배 높은 것으로 나타났다. Burkhauser et al.

(2005)도 2000년 미국의 근로연령층(21-64세) 장애인의 빈곤율이 근로연령층 비장애인의 빈곤율에 비해 4.13배 더 높다고 보고하였다.

근로빈곤 장애인은 복지정책과 고용정책의 접점에 있는 대상자로서 한편으로 복지급여의 주요 대상자이면서도 다른 한편으로 고용서비스의 주요 대상이기도 하다. 이들은 양 정책 모두의 도움을 받을 수도 있지만 반대로 양 정책 모두에서 소외될 수 있으며, 그렇게 될 경우 심각한 빈곤에 처할 위험에 노출되어 있다. 이에 따라 이 연구에서는 근로장애인의 빈곤에 영향을 미치는 다양한 요인들을 살펴보고, 근로장애인 빈곤정책에 대한 함의를 제시하고자 한다.

Ⅱ. 기존 연구의 검토

1. 근로빈곤의 정의

근로빈곤은 근로와 빈곤이라는 두 가지 개념의 복합개념으로, 근로와 빈곤을 어떻게 정의하느냐에 따라 근로빈곤의 정의가 다르게 된다. 그럼에도 불구하고 대부분의 연구는 공통적으로 개인의 근로 지위·근로 정도와 그 개인이 거주하는 가구의 빈곤 상황을 고려한다. Peña-Casas and Latta (2004)에


따르면, 근로의 정의는 EU처럼 취업자만을 의미하는 정의에서 미국, 프랑스,

호주처럼 취업자 및 실업자를 포함하는 전체 경제활동인구를 포함하는 정의까지 다양하다. 이에 따라 전자를 근로빈곤층(working poor), 후자를 경제활동 빈곤층(active poor)이라고도 한다. 그러나 전자와 같이 근로를 취업으로 정의하는 경우, 비정규직 및 임시노동자 등 취업상태가 자주 바뀌는 근로빈곤층을 배제할 가능성이 높다는 단점이 있다. 또한 후자와 같이 근로를 경제활동으로 정의하는 경우에도 오랜 기간 일자리를 찾지 못하여 구직활동을 포기하고 비경제활동인구로 남아 있는 대상자를 제외할 가능성이 높다(노대명 외, 2007).

한편 빈곤에 대한 정의도 상당히 다양한데, 절대빈곤선을 사용하는 미국과 호주, 그리고 상대적 빈곤선을 사용하는 EU(가구균등화 중위소득의 60%),

OECD(가구균등화 중위소득의 50%) 등이 있다. 따라서 미국 노동통계국에서는 근로빈곤층을 빈곤가구의 가구원 중 연간 최소 6개월 이상 노동시장에서 일하거나, 구직활동을 수행한 사람으로 정의하였다. 반면에 EU에서는 근로빈곤층이란 전년도의 주요 활동상태가 최소 6개월 이상 취업하였으며, 가구균등화 중위 가처분소득의 60% 미만 가구의 가구원을 의미한다.

지역 별로 근로빈곤의 정의가 상이하다는 점을 고려하면서 근로빈곤율을 살펴보면, 미국 노동통계국에서는 2009년 근로빈곤층이 10.4백만명으로, 근로빈곤율은 7.0%라고 보고하였다. 이는 2008년에 비해 1.0 퍼센트 포인트 상승한 수치이다(US BLS, 2011). 반면에 2010년 EU 27개국의 근로빈곤율은 취업자의 8.5%였는데, EU 내의 개별 국가들 간에는 상당한 편차가 있어서 최소 3.7%에서 최대 17.3%에 이른다(Eurostat, 2010).

전반적으로 EU 국가들을 비교하는 연구들은 근로빈곤의 정의를 주로 취업빈곤으로 한정하는 경향을 보인다(Allègre, 2008; Lohmann, 2006;

Strengmann-Kuhn, 2002). 이에 따라 유럽의 연구에서는 ‘working poor’ 대신에 ‘in-work poverty’라는 용어를 사용하는 경향도 보이고 있다. 미국에서는 이용 자료에 따라 근로빈곤의 정의에 차이를 보이는 경향이 있다. Gleicher

and Stevans (2005), Kim (1997)은 March CPS(Current Population Survey)

자료를 사용하면서 근로를 취업(employed)으로 한정하기도 하였다.

국내 연구에서는 최근 노동시장의 경향을 반영하여 좀 더 포괄적인 근로빈


곤의 정의를 사용하는 경향을 보여, 경제활동인구 외에도 비경제활동인구 중 근로빈곤층을 포함시키기도 한다.2) 이는 최근으로 올수록 취업빈곤층은 계속 감소하는 반면, 비경활 빈곤층은 점점 증가하여 근로빈곤층의 주된 유형이 되었으며, 근본적으로 빈곤층에 대한 노동수요가 부족하고 빈곤층의 취업자체를 저해하는 노동시장의 구조적 장벽이 있기(지은정, 2007) 때문이다. 이와 같이 포괄적으로 근로빈곤을 정의하면 “근로능력이 있지만 아동 양육의 활동 때문에 비경제활동인구로 존재하는 사람들을 제외시킬 수 있고, 정규직 임금노동자 뿐 아니라 비정규직 임금노동자, 영세자영업자 등 다양한 경제활동을 하고 있는 사람들을 배제하지 않을 수 있으며, 불안정한 노동지위로 인해 경제활동인구와 비경제활동인구를 넘나드는 사람들을 포함할 수 있다”는 장점이 있다(홍경준, 2005: 122).

또한 다양한 근로빈곤의 정의를 동시에 활용하기도 하는데, 이병희(2011)는 근로연령, 근로능력 유무, 경제활동상태, 경제활동기간의 네 가지 기준에 따라 근로능력 빈곤율, 연말 시점 취업 빈곤율, 연간 취업경험 빈곤율, 연간 7

개월 이상 취업경험 빈곤율을 제시하였다. 이병희·반정호(2008)는 근로빈곤층을 근로능력을 가진 빈곤층으로 정의하여, 15세 이상 인구 중 비경제활동인구이면서 65세 이상 노인, 재학 중인 학생, 복무 중인 군인 및 중증장애인만을 제외하였다. 또한 홍경준(2011)은 15세 이상인 자를 근로연령층으로 정의하고, 근로연령층을 취업자, 근로가능한 자, 그리고 근로불가능한 자로 구분하여, 취업자 외에도 근로가능한 자에 비경제활동인구도 포함시켰다.

2. 근로빈곤의 영향 요인

근로빈곤의 영향 요인은 크게 세 가지 측면에서 살펴볼 수 있다. 첫째는 개인 및 직업 특성으로, 성별, 연령, 교육 등의 개인 특성이 근로빈곤에 영향을 미칠 수 있다. 직업 특성으로는 저임금, 시간제 근로, 불안정 고용 등을 2) 물론 김태완(2009)처럼 근로빈곤가구를 “가구주 연령이 18세 이상 65세 이하이며, 장

애와 만성질환(6개월 이상)을 가지고 있지 않으며, 비경제활동 상태가 아닌 가구들 중 빈곤선 이하의 생활을 하고 있는 계층”으로 정의하는 것처럼 비경제활동인구를 제외하는 연구도 있다.


들 수 있다. 둘째는 가구 특성의 요인으로, 근로가구원 개인의 임금은 낮지 않지만 노인, 아동 등 보호를 필요로 하는 가구원 등을 들 수 있다. 셋째는 제도적 요인으로서, 노동시장의 특성과 복지급여의 특성을 들 수 있다.

개인 특성 중에는 먼저 성별을 들 수 있다. Gleicher and Stevans (2005)는 2003년 CPS(Current Population Survey) 자료를 분석하여 남성이 여성에 비해 근로빈곤이 될 가능성이 낮은 것으로 나타났다. 반면에 성별이 근로빈곤에 영향을 미치지 않는 것으로 나타난 연구들(Gutierrez et al., 2009;

Lohmann, 2006)도 있었으나 대부분은 직업, 고용지위 등에 성별 차이가 포함되어 있기 때문이다.

연령도 근로빈곤에 영향을 미치는 요인이 될 수 있다. 연령에 따른 근로빈곤율은 U-형을 보이는 경향이 있는데, 중년층의 근로빈곤율은 일반적으로 낮게 나타나며, 청년층 및 노년층의 근로빈곤율은 높게 나타난다(Gutierrez,

2009; OECD, 2009). Lohmann (2006)은 빈곤 가능성에 대한 로짓 모델에서 연령 및 연령 제곱의 계수가 모두 통계적으로 유의미하며, 특히 연령 제곱의 계수가 양으로 나타나는 결과를 보여, 이를 확인하였다.

다음으로 교육은 근로빈곤을 줄이는 역할을 한다. Allègre (2008)와 Lohmann (2009)는 노동시장에 성공적으로 참여하게 하여 빈곤 위험을 낮출 수 있는 요인을 자원(resources)이라고 하면서, 특히 중요한 자원으로 교육,

노동시장 경험, 직업을 들었다. Gleicher and Stevans (2005), Gutierrez et al.,

(2009), Lohmann (2006), OECD (2009), US BLS (2911) 등 대부분의 연구에서 교육 수준이 높아지면 근로빈곤의 가능성이 상당히 감소하며, 근로빈곤층이 교육수준이 낮은 경향이 있다고 밝혔다.

직업기술 숙련도는 근로빈곤에 영향을 미치는 또 다른 자원에 해당한다.

기술 숙련도가 낮은 근로자들은 근로빈곤의 가능성이 높아지는 경향을 보였다(Gutierrez et al., 2009; OECD, 2009). 또한 근로유형도 근로빈곤에 영향을 미치는데, 임시직 또는 시간제로 일하거나 1년 내내 일하지 않는 경우 근로빈곤의 가능성이 높아진다고 지적하였다(Allègre, 2008; OECD, 2009).

두 번째로 가구 특성에서는 가구 구성을 들 수 있는데, 가구 내에 돌봄이 필요한 아동, 노인 또는 장애인이 있으면 일반적으로 여성의 취업이 제한을 받게 되고, 결과적으로 근로빈곤의 가능성이 높아지게 된다. 특히 가구 내 아


동은 유럽 국가 및 OECD 국가에서 근로빈곤의 비율을 크게 높이는 요인으로 작용하는 것으로 빈번하게 언급되고 있다(Hellier, 2010; OECD, 2009).

Lohmann (2006)은 아동 또는 노인에 대한 돌봄과 같은 상황을 노동시장 참여에 대한 ‘제약(restrictions)’이라고 보았으며, Allègre (2008)는 한부모인 경우에 근로빈곤의 가능성이 높아진다고 하였다. 반면에 가구 내 근로자의 수는 많을수록 근로빈곤을 줄일 가능성을 높인다. Peña-Casas and Latta (2004)

는 가구 내 두 번째 임금 유무가 빈곤에서 탈출하는 데 중요한 요인이라고 하면서, 가구의 근로 풍요(work richness)를 근로자의 수로 추정하였다.

Strengmann-Kuhn (2002)은 근로빈곤의 원인을 가구 특성과 저임금으로 나누어 살펴본 결과, 근로빈곤층 다수가 가구 특성으로 인해 빈곤선 이하로 떨어지게 된다고 하면서 가구 특성의 중요성에 대해서 언급하였다.

셋째, 제도적 요인으로, 복지제도 및 노동시장의 특성이 근로빈곤 정도의 차이를 설명하는데 중요한 역할을 한다. 복지제도의 경우 급여가 관대할수록 근로빈곤층이 빈곤에서 벗어날 가능성이 높다(Lohmann 2006, 2009). 또한 맞벌이 부부에 대한 보육지원제도도 노동시장 참여를 장려함으로써 빈곤에 영향을 미칠 수 있을 것이다. Allègre (2008), Lohmann (2006), OECD

(2001) 등은 EU 및 OECD 국가들의 공적 이전을 비교하여 복지제도가 근로빈곤에 미치는 영향을 살펴보았다. 또한 Gutierrez et al., (2009)는 복지제도 외에도 노동시장이 근로빈곤에 미치는 영향을 살펴보기 위해 유럽, 미국, 일본을 비교하였다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구자료와 연구대상

이 연구는 근로장애인의 빈곤에 영향을 미치는 요인을 살펴보기 위하여 장애인고용패널 1차~4차년도 조사의 원자료를 사용하였다. 장애인고용패널은


이 연구에서 필요로 하는 장애인의 근로 상태 및 빈곤 상태를 파악할 수 있는 변수를 포함하고 있다는 장점을 갖고 있다.

이 연구에서는 연구대상자로 15세 이상 근로장애인을 택하였으며, 근로장애인에는 취업자와 실업자를 포함하였다. 장애인고용패널에는 1차 5,092명 중 42.14%, 2차 4,677명 중 44.00%, 3차 4,566명 중 43.30%, 4차 4,397명 중 43.30%가 근로장애인인 것으로 나타났다. 따라서 전체 패널 중에서 근로장애인의 비율은 큰 변화 없이 유지되고 있는 것으로 보인다.

한편 빈곤여부를 결정하기 위한 빈곤선으로는 절대적 빈곤선에 해당하는 연도별 최저생계비를 사용하였다. 최저생계비를 사용하는 경우 빈곤율이 지나치게 낮게 추정될 위험이 높은데, 그럼에도 불구하고 장애인고용패널자료만으로는 상대적 빈곤선을 사용하기 어려운 한계가 있다. 장애인고용패널에는 비장애인이 포함되어 있지 않기 때문에 장애인가구만의 중위소득의 40%

또는 50%를 상대적 빈곤선으로 사용하게 된다. 이에 따라 전체 가구의 상대적 빈곤선이 아닌 더 낮은 상대적 빈곤선으로 나타날 가능성이 높다. 결과적으로 자료 해석의 오해를 불러 일으킬 수 있는 상대적 빈곤선보다는 절대적 빈곤선을 사용하였다.

2. 연구방법

이 연구는 근로장애인의 빈곤에 영향을 미치는 요인을 살펴보고자 한다.

이를 위해 근로장애인의 빈곤 여부라는 이항변수를 종속변수로 사용하여 로짓분석을 실시하였다.

패널자료에서 로짓분석의 모형은 다음과 같다. 즉,

=

′ + > 0 이면, = 1

그 외는, = 0

이 때 는 t 시점에서 개인 에 대한 결과를 의미하는데, 이 연구에서는


빈곤 여부이다. 따라서 = 1은 개인 가 t 시점에서 ‘빈곤’상태에 있음을 의미하며, = 0은 개인 가 t 시점에서 ‘비빈곤’상태에 있음을 의미한다.

또한 ′ 는 독립변수들의 벡터를 나타낸다. 또한 는 오차항을 나타내는데,

= +이며, 로짓에서는 와 가 추정해야 하는 모수이다.

패널 자료의 로짓모형은 고정효과(fixed effects)모형과 무작위효과(random

effects)모형으로 나누어 볼 수 있다. 고정효과모형은 시간의 경과에 따라 변하는 변수들의 영향만을 분석하고자 할 때 사용한다. 고정효과모형은 한 개체(예를 들어, 국가, 개인, 회사 등) 내에서 예측 변수와 결과 변수 간의 관계를 탐구하고자 하며, 한 개체는 예측 변수에 영향을 미치거나 미치지 않을 수 있는 개별 특성을 갖고 있다.

고정효과모형은 두 가지 가정을 갖고 있다. 첫째, 개체 내 예측 변수 또는 결과 변수에 영향을 주거나 왜곡하는 특성이 있기 때문에 이를 통제할 필요가 있다. 이에 따라 개체 내의 오차항과 예측 변수 간에 상관관계가 있다고 가정한다. 고정효과모형은 시간-불변(time-invariant) 특성의 효과를 예측 변수에서 제거하게 된다. 둘째, 시간-불변 특성은 각 개체에서 독특하며, 다른 개체의 특성들과 상관관계가 없어야 한다. 각 개체는 다르며, 따라서 개체의 오차항과 상수는 다른 개체의 오차항과 상수와 상관관계가 없어야 한다. 만약 오차항이 상관관계가 있으면 고정효과모형은 부적합하며, 무작위효과모형을 사용해야 한다. 고정효과모형의 단점 중 하나는 종속변수의 값이 변화한 사례들만 추정에 사용한다는 것이다. Chamberlain(1980)은 조건부 고정효과(conditional fixed effects)모형으로 1의 수에 따른 계수를 추정하고, 집단 내 변량(within variation)이 없는 개인은 배제하였다. 따라서 자유도가 크게 줄어들게 된다.

무작위효과모형은 개체들 간 변화는 무작위이며, 예측변수 또는 독립변수와 상관관계가 없다고 가정한다. 개체 간 차이가 종속변수에 영향을 미칠 것으로 예상되면 이 모델을 사용하게 되는데, 시간-불변 변수도 모델에 포함시킬 수 있다. 무작위효과모형에서는 개체의 오차항이 예측변수와 상관관계를 갖지 않기 때문에 시간-불변 변수가 설명변수의 역할을 할 수 있게 해준다.

따라서 이 모형에서는 예측변수에 영향을 미칠 것으로 예상되는 개인 특성들을 구체화할 필요가 있다.


본 연구에서 독립변수로는 선행연구를 바탕으로 개인 특성, 가구 구성 요인 및 제도 요인으로 구성하였다. 구체적으로 개인 특성 변수로는 성별, 연령, 교육수준, 그리고 직업 특성으로 개인근로소득을 포함시켰다. 가구 구성 변수로는 가구 내 12세 이항 아동 유무, 65세 이상 노인 유무, 그리고 장애인 외 근로자 유무를 포함시켰다. 또한 제도 요인으로는 사회보험급여 수급여부와 공적부조급여 수급여부를 포함시켰다.

Ⅳ. 분석결과

1. 근로장애인의 특성

근로장애인의 특성을 연차 별로 비교하였다. 먼저 취업자의 비율을 보면, 1

차년도 89.39%에서 점차적으로 증가하여 2차년도 91.36%, 3차년도 93.52%,

4차년도에는 93.76%로 높아졌다. 또한 빈곤 상태를 보면, 빈곤자 비율이 1차년도 31.38%에서 2차년도 28.53%, 3차년도 25.39%, 4차년도 22.02%로 빈곤 비율이 점차 낮아지고 있다.

이어서 근로장애인의 월 평균 근로소득을 보면, 1차년도 116.6만원에서 2

차년도, 3차년도에는 각각 112.7만원, 115.6만원으로 낮아졌다가 3차년도에는 121.6만원으로 상승하였다. 그러나 가구소득은 1차년도 180.2만원에서 4차년도 212.4만원으로 지속적으로 높아졌다. 특히 2차~3차년도에는 8.0%, 3차~4

차년도에는 8.3%가 상승하였다. 또한 근로장애인가구의 공적이전소득도 1차년도 13.5만원, 2차년도 15.3만원, 3차년도 17.0만원, 4차년도 19.2만원으로 지속적으로 상승하였다.


<표 1> 근로장애인의 특성　 1차 2차 3차 4차

성별 남성 78.91% 75.83% 75.40% 76.07%

여성 21.09% 24.17% 24.60% 23.93%

연령 평균 48.8 49.8 50.5 51.4

표준편차 9.9 9.3 9.3 9.3

교육연수 평균 9.35 9.29 9.32 9.42

표준편차 4.01 3.98 4.03 4.00

취업여부　 취업자 89.39% 91.36% 93.52% 93.76%

실업자 10.61% 8.64% 6.48% 6.24%

빈곤상태 비빈곤 68.62% 71.47% 74.61% 77.98%

빈곤 31.38% 28.53% 25.39% 22.02%

개인근로소득(만원)

평균 116.6 112.7 115.6 121.6

표준편차 106.3 97.9 101.2 107.9

가구소득(만원)

평균 180.2 181.5 196.1 212.4

표준편차 170.2 133.7 150.2 153.6

공적이전 평균 13.5 15.3 17.0 19.2

표준편차 34.4 30.4 32.1 34.6

전체 2,146 2,058 1,977 1,904

2. 근로장애인의 취업 및 빈곤 상태 변화

근로장애인의 취업상태 변화를 살펴보면, 1차년도 취업 상태에서 2차년도에도 취업 상태를 유지한 장애인은 96.91%였으며, 실업 상태에서 취업으로 전환한 장애인은 52.29%로 나타났다. 또한 2차년도에서 3차년도에 취업 상태를 유지한 장애인은 2차년도 취업 장애인의 97.51%로 대부분이 취업 상태를 유지한 것으로 나타났다. 반면에 2차년도 실업 상태에서 3차년도 취업 상태로 전환된 장애인은 48.96%로 이전보다는 줄어들었다. 마지막으로 3차년도에서 4차년도로의 변화를 살펴보면, 3차년도 취업에서 4차년도에 취업 상태


를 유지한 장애인은 97.98%였으며, 실업에서 취업 상태로 전환된 장애인은 54.79%로 이전의 두 해보다 높게 나타났다.

<표 2> 취업상태 변화

상태변화 1차→2차 2차→3차 3차→4차취업자 실업자 취업자 실업자 취업자 실업자

취업자 96.91% 3.09% 97.51% 2.49% 97.98% 2.02%

실업자 52.29% 47.71% 48.96% 51.04% 54.79% 45.21%

전체 94.19% 5.81% 94.83% 5.17% 94.14% 3.86%

다음으로 빈곤상태의 변화를 살펴보면, 1차년도 비빈곤에서 빈곤으로 전환된 장애인은 11.41%였으며, 반면에 1차년도 빈곤에서 2차년도에 비빈곤으로 전환된 장애인은 41.44%로 나타났다. 2차년도에는 비빈곤상태에서 빈곤으로 전환된 장애인은 8.96%로 전년도보다 줄어들었으며, 빈곤에서 비빈곤으로 전환된 장애인도 39.22%로 전년도보다 줄었다. 3차년도에 비빈곤상태에서 빈곤으로 전환된 장애인은 5.93%로 전년도보다 약 3% 포인트 줄었으며, 빈곤상태에서 비빈곤상태로 전환된 장애인은 38.99%로 전년도와 비교하여 크게 변화하지 않았다. 따라서 빈곤상태의 변화를 보면, 비빈곤 근로장애인은 큰 변화 없이 비빈곤의 상태를 유지하는 비율이 높아지고 있는 것으로 보인다. 빈곤 근로장애인 중에는 비빈곤 상태로 전환하는 비율이 더 높기는 하나 빈곤에서 벗어나는 비율은 점차 줄어들고 있는 상황이다.

<표 3> 빈곤상태 변화

빈곤상태변화 1차→2차 2차→3차 3차→4차비빈곤 빈곤 비빈곤 빈곤 비빈곤 빈곤

비빈곤 88.59% 11.41% 91.04% 8.96% 94.07% 5.93%

빈곤 41.44% 58.56% 39.22% 60.78% 38.99% 61.01%

전체 75.82% 24.18% 78.07% 21.93% 81.93% 18.07%


3. 가구 구성

다음으로 가구 구성에 해당하는 요인들을 살펴보았다. 가구 내 아동, 노인이 있는 경우에 여성은 이들을 돌보기 위하여 경제활동 참여에 제약을 받을 가능성이 높다. 먼저 근로장애인가구 중 아동가구의 비율은 1차년도 17.99%

에서 4차년도 14.71%로 감소하였다. 반면에 노인가구의 비율은 1차년도 23.26%에서 4차년도 25.46%로 점차 증가하였다. 한편 근로장애인을 제외한 가구원 중 취업자가 있는 근로장애인의 비율은 1차년도 49.55%에서 4차년도 62.10%로 지속적으로 상승하였다.

<표 4> 연도별 가구 구성의 변화

아동가구 비아동가구 82.01% 82.33% 83.39% 85.29%

아동가구 17.99% 17.67% 16.61% 14.71%

노인가구 비노인가구 76.74% 76.40% 75.33% 74.54%

노인가구 23.26% 23.60% 24.67% 25.46%

추가근로자 없음 50.45% 47.46% 41.54% 37.90%

있음 49.55% 52.54% 58.46% 62.10%

4. 사회보장급여의 수급

다음으로 근로장애인가구의 공적 지원 수급여부를 연차별로 비교한 결과,

사회보험 수급가구의 비율은 1차년도 20.37%에서 2차년도 18.98%로 감소하였다가 3차년도에는 다시 22.38%, 4차년도에는 23.96%로 증가하였다. 공공부조 수급가구의 비율은 지속적으로 상승하고 있는데, 1차년도 30.76%에서 2

차년도 33.35%, 3차년도 33.60%, 4차년도 38.13%로 높아졌다. 특히 4차년도의 경우에는 장애인연금제도의 영향인 것으로 보인다.


　 1차 2차 3차 4차사회보험　

비수급 79.63% 81.02% 77.62% 76.04%

수급 20.37% 18.98% 22.38% 23.96%

공공부조

비수급 69.24% 66.65% 66.40% 77.98%

수급 30.76% 33.35% 33.60% 38.13%

<표 5> 근로장애인의 공적 지원 수급여부

5. 근로장애인의 빈곤에 대한 로지스틱 회귀분석의 결과

근로장애인의 빈곤 여부에 영향을 미치는 요인들을 찾기 위하여 로짓분석을 실시하였으며, 무작위효과모형과 고정효과모형을 모두 사용하여, 그 결과를 비교하였다. 먼저 무작위효과모형의 결과를 보면, 근로장애인의 개인 특성 중에서 성별은 빈곤 여부에 영향을 미치지 않았다. 또한 연령도 빈곤의 가능성에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 반면에 교육연수가 증가할수록 빈곤의 가능성을 낮게 하는 것으로 나타났다. 따라서 교육은 근로장애인의 인적 자원으로 기능한다고 할 수 있다. 뿐만 아니라 근로장애인의 직업에 대한 대리 변수로서 포함시킨 근로장애인의 개인 근로소득은 1만원이 증가할수록 빈곤의 가능성을 0.03% 줄이는 것으로 나타났다.

한편 가구 내 성인의 경제활동 참여를 저해하는 제약요건에 해당하는 가구 내 12세 이하 아동, 65세 이상 노인 유무는 모두 근로장애인의 빈곤의 가능성을 높이는 것으로 나타났다. 가구 내 12세 이하 아동이 있는 근로장애인은 그렇지 않은 근로장애인에 비해 3.70배, 65세 이상 노인이 있는 근로장애인은 그렇지 않은 근로장애인에 비해 4.19배 빈곤하게 될 가능성이 높았다. 또한 장애인 외 타 근로가구원의 유무를 보면, 타 근로가구원이 있는 경우에는 그렇지 않은 경우에 비해 빈곤의 가능성을 85% 정도 줄이는 것으로 나타났다.

마지막으로 소득보장급여의 영향을 보면, 사회보험급여 유무는 사회보험급여가 있는 경우에는 그렇지 않은 경우에 비해 빈곤의 가능성을 65% 정도 줄


이는 것으로 나타났다. 반면에 공공부조급여 유무는 빈곤 여부에 미치는 영향이 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다.

<표 6> 근로장애인의 빈곤여부에 대한 로지스틱 회귀분석(무작위효과)B S.E. z 유의확률 odds ratio

.183 0.32 0.746 1.061

.009 -1.34 0.181 .988

.023 -5.13 0.000 .890

개인근로소득 -.003 .0002 -16.74 0.000 .997

아동가구 1.309 .204 6.43 0.000 3.704

노인가구 1.433 .183 7.84 0.000 4.192

타근로가구원 -1.946 .139 -13.97 0.000 .143

사회보험급여 -1.061 .178 -5.97 0.000 .346

공공부조급여 -.083 .142 -0.59 0.557 .920

상수항 1.551 .606 2.56 0.011 4.714

Wald chi2(9) = 433.15, p = 0.000

다음으로 근로장애인의 빈곤여부에 대한 고정효과모델 로짓분석을 실시하였다. 그 결과, 고정효과모델에서는 종속변수가 변하지 않는 사례를 분석에서 제외하기 때문에 무작위효과 분석에 비해 4,963 사례가 줄어들었다. 이는 전체 6,864 사례의 72.3%로, 정보의 손실이 상당히 크다는 것을 알 수 있다.

고정효과모델의 결과는 무작위효과모델의 결과와 비교할 때, 연령 및 교육연수를 제외하면 무작위효과모델의 결과와 큰 차이를 보이지 않았다. 연령과 교육연수의 계수의 방향은 무작위효과모델과 다르지 않았으며, 연령과 교육연수가 증가할수록 빈곤의 가능성은 줄어드는 것으로 나타났다. 다만 두 모델의 유의확률에서 상당한 차이가 나타났는데, 고정효과모델에서는 연령은 근로장애인의 빈곤에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타난 반면 교육연수는 유의미한 영향을 미치지 않았다. 개인근로소득의 계수는 무작위효과모형과 거의 동일하게 나타나, 장애인 개인의 근로소득이 근로장애인의 빈곤에 영향을 미치는 것을 알 수 있다.

또한 12세 이하 아동이 있는 근로장애인이 그렇지 않은 근로장애인에 비해


빈곤의 가능성이 3.86배 높았으며, 65세 이상 노인이 있는 근로장애인이 그렇지 않은 장애인에 비해 빈곤의 가능성이 3.46배 높은 것으로 나타나, 12세 이하 아동과 65세 이상 노인에 대한 돌봄 부담이 근로장애인의 빈곤 여부에 상당히 영향을 미치는 것을 알 수 있다. 반면에 장애인 외 타 근로가구원이 있는 경우에는 그렇지 않은 경우에 비해 빈곤의 가능성이 67% 정도 낮게 나타났다.

한편 소득보장급여의 영향을 살펴보면, 가구 내 사회보험급여가 있는 근로장애인은 그렇지 않은 근로장애인에 비해 빈곤 가능성이 63.5% 낮았으며, 공공부조급여가 있는 근로장애인은 그렇지 않은 근로장애인에 비해 빈곤 가능성이 29.5% 낮은 것으로 나타났다.

<표 7> 근로장애인의 빈곤여부에 대한 로짓분석(고정효과)B S.E. z 유의확률 odds ratio

연령 -.235 .049 -4.85 0.000 .790

교육연수 -.033 .176 -0.19 0.851 .967

개인근로소득 -.003 .0003 -10.03 0.000 .997

아동가구 1.350 .465 2.90 0.004 3.857

노인가구 1.241 .377 3.29 0.001 3.459

타근로가구원 -1.107 .187 -5.92 0.000 .330

사회보험급여 -1.008 .254 -3.98 0.000 .365

공공부조급여 -.349 .207 -1.68 0.092 .705

LR chi2(8) = 321.94, p = 0.000

이상의 두 모형을 비교해 볼 때, 개인근로소득, 아동가구 여부, 노인가구 여부, 근로장애인 외 타 근로가구원 유무, 그리고 사회보험급여 유무는 무작위효과모형과 고정효과모형에서 매우 유사한 결과를 보이고 있다. 따라서 이러한 변수들은 근로장애인의 빈곤에 분명한 영향을 미치는 요인들로 판단된다. 본 연구에서는 두 모형 중에는 무작위효과모형이 더 타당한 것으로 판단되는데, 이는 고정효과모델이 70%가 넘는 지나치게 많은 정보를 상실하게 되기 때문이다.


Ⅴ. 결론 및 정책 제언

근로장애인의 빈곤여부에 대한 로지스틱 회귀분석의 결과, 가구원 중에 아동 및 노인이 있는 경우 빈곤의 가능성을 높이는 요인으로 나타났다. 또한 장애인 외 타 근로가구원은 빈곤의 가능성을 상당히 낮추는 요인으로 나타나, 가구 구성이 근로장애인의 빈곤에 영향을 미치는 중요한 요인인 것으로 조사되었다.

개인의 특성 중에 교육수준은 근로빈곤의 가능성을 낮추는 요인이었다. 또한 개인근로소득이 근로장애인의 빈곤의 가능성을 줄이는데 중요한 요인으로 나타났다. 따라서 근로장애인이 단순히 취업하는 것이 아니라 급여가 높은 일자리에 취업하는 것이 중요하다는 것을 알 수 있다.

이에 따라 근로장애인의 빈곤을 완화시키기 위해서는 아동 및 노인이 있는 가구에 대한 소득지원을 확대하거나 돌봄서비스 대상자를 확대하여 다른 가구원들이 경제활동 참여를 지원할 필요가 있다. 또한 장애인의 교육수준을 높일 수 있도록 하기 위해서는 교육에서 장애인에 대한 차별을 완화시키는 제도적 보완이 필요하다. 뿐만 아니라 단순히 일자리를 늘리는 것이 아니라 양질의 일자리를 늘리는 것이 중요하다. 근로빈곤정책은 노동시장에만 전적으로 의존할 수 없으며, 취업률을 높이기 위한 정책은 저임금 가능성이 높은 근로자들만이 있는 가구를 위한 확실한 안전망으로 보완되어야 한다.


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