빈곤의 지속:

개인의 문제인가 제도의 문제인가

석 상 훈*

* 성균관대학교 대학원 경제학과 박사과정, Email : good@skku.edu

요약

본 연구에서는 빈곤의 고착화와 관련하여 문제가 되는 빈곤의 지속성 현상이 관찰되지 않는 개인의 이질성으로 인하여 발생하는 아니면 과거의 빈곤의 경험이 현재 빈곤경험과 인과관계를 갖는지에 대한 검증을 시도한다. 실증분석 결과, 관찰된 그리고 관찰되지 않은 속성을 통제한 결과 과거 빈곤의 경험이 미래 시점의 빈곤 위험을 증가시키는 것으로 나타났으며,  특히, 실업자의 경우 심각한 것으로 나타나고 있다. 이는 앞으로 정부의 정책결정에 있어 이러한 빈곤의 동태성을 이해하고 시혜적인 복지정책보다는 적극적인 일자리 정책이 더 실효성이 있음을 보여주고 있다.

I. 서론 : 빈곤의 고착화

우리나라의 대표적인 공공부조인 국민기초생활보장제도는 노동능력이 없거나 미약하여 최저생계 이하의 생활을 하는 사회구성원에게 국가가 생계․교육․의료․주거 등 기본적인 생활을 제도적으로 보장하는 제도이다. 이 제도는 IMF 경제위기로 실업이 급증하고 빈곤이 심화되자 김대중 정부가 2001년 기존의 근로무능력자만을 대상으로 하던 생활보호제도에 근로능력 있는 빈곤층까지 포괄하기 위해 도입된 것이다. 이에 따라 국민기초생활보장제도에서는 근로능력 유무에 관계없이 원칙적으로 모든 빈곤층에게 생계급여를 제공하고, 근로능력이 있지만 취업하고 있지 않은 실직 빈곤층은 조건부 수급자로 지정하여 자활사업에 참여하도록 하고 있다. 이는 근로빈곤층에게 단순히 생계비를 지원하는 것이 아니라 근로능력이 있는 빈곤계층이 자립하여 빈곤으로부터 탈출할 수 있도록 지원하는 것이다.

조건부과제도와 자활사업의 도입은 사회가 모든 빈곤층에 대해 최저생계를 보장해야 한다는 사회적 책임에 대한 인식과 근로능력자는 스스로 빈곤 탈피를 위해 노력해야 한다는 개인 책임에 대한 기대가 타협을 이룬 한 형태이다.

그러나 자활지원사업은 대상의 제약, 근로를 유인하기 어려운 급여구조, 프로그램 및 전달체계 미흡 등으로 자활 성공률은 2002년 6.9%, 2003년 6.8%, 2004년 5.4%, 그리고 2005년 9월말 현재 48,908명이 참여하여 2,373명이 자활에 성공하여 4.9%의 저조한 성공률을 보이고 있다(보건복지부, 2006). 이는 국민기초생활보장제도의 통합급여체계와 보충급여체계로 인하여 수급자의 자활과 빈곤탈출을 제약하고 있는 것으로 판단된다. 각종 급여를 모두 통합해서 제공하는 통합급여체계는 소득이 최저생계비를 초과하면 생계급여 뿐만 아니라 의료․교육․주거급여 등 모든 급여를 중단하게 된다. 소득여부에 관계없이 최저생계를 보장하는 보충급여체계는 소득이 증가하면 그만큼 생계급여가 삭감되는 결과를 초래하고, 수급자에서 탈출하게 되면 사회보험료를 새로이 부담해야 한다.

이러한 보충급여체계의 문제점을 보완하기 위해 조건부 생계급여제도 및 근로장려금 제도를 두고 있으나 실효성은 제한되어 있다. 그리고 취업 또는 자활사업 참여를 조건으로 생계급여를 지급받는 조건부 생계급여제도도 자활사업에 불참시 본인의 생계비만 삭감(약20만원내외)하므로 제재효과가 미흡하다.

이와 같은 현행 제도가 현 상태로 유지된다면, 이를 유지하기 위한 행정비용만 증가시킬 뿐이며, 근로능력 있는 빈곤층에 대한 급여 제공은 이들의 근로동기를 떨어뜨리고 복지의존성을 키우는 부작용을 초래할 것이다. 한국보건사회연구원(2005)의 “자활사업실태조사” 보고서에 의하면, 2002년 빈곤층에 속했던 가구 중에서 2003년에 빈곤층으로 남아있는 가구의 비율은 62.2%였으며, 준빈곤층으로 탈출한 경우는 17.8%, 비빈곤층으로 탈출한 경우는 20.0%로 나타났다. 한편, 2003년에 빈곤층에 속했던 가구 중에서 2004년에 빈곤층으로 남아있는 가구의 비율은 64.0%였으며, 준빈곤층으로 탈출한 경우는 18.0%, 비빈곤층으로 탈출한 경우는 18.0%로 나타났다.

가구소득개념은 공적이전소득을 제외한 소득기준을 상용하고, 빈곤층은 최저생계비이하 가구로, 준빈곤층은 최저생계비 이상 중위소득의 60%이하인 가구로, 그리고 비빈곤층은 중위소득의 60%이상인 가구로 정의한다.

이와 같은 우리나라 빈곤의 고착화 현상은 외환위기 이후 심화되고 있는 것으로 나타나고 있다. 하지만 현재까지 빈곤의 고착화 현상에 대한 국내연구는 매우 부족한 실정이기에 이러한 현상의 발생 원인이 국민기초생활보장제도라는 새로운 제도의 도입에 의한 발생하는 우리사회에 새로운 현상인지, 아니면 빈곤계층의 이질적인 인적 속성 등(heterogeneity)을 적절하게 통제하지 못한 데서 나타난 것인지 알 수가 없다. 현재의 빈곤 경험이 미래 빈곤의 원인이 된다는 빈곤의 상태의존성(빈곤 함정)의 검증은 탈빈곤 정책에 있어 중요한 정책적 함의를 가지고 있음에 불구하고 현재 시점에서는 이에 대한 실증분석이 이루어지지 못한 실정이다. 만약 빈곤의 경험이 다른 원인과 독립적으로 새로운 빈곤을 야기하고 있다면 이는 현재 빈곤뿐 아니라 미래 빈곤을 피하기 위한 정책 마련이 필요할 것이다. 또한 빈곤 그 자체가 빈곤을 재생산하는 경향을 가지고 있다면 어떠한 요인에 의해 그러한 메커니즘을 작동하는지에 대해서도 연구되어져야 한다.

빈곤의 지속성 즉, 빈곤 함정은 두 가지 메커니즘에 의해 발생한다. 첫 번째 가능성은 과거의 빈곤 경험과는 무관한 개인적 특성 때문이다. 여기서 개인적 특성이란 관측되어지는 낮은 인적자본, 실업, 건강문제 등과 관측되어지지 않는 낮은 지능, 능력부족, 낮은 성취동기와 열망수준, 게으름 등을 의미한다. 시간이 지남에도 불구하고 이러한 특성이 지속되면 빈곤 위험은 커지게 된다. 이를 허위적 상태의존(spurious state dependence)이라 한다.
두 번째 가능성은 과거의 빈곤경험, 선호, 가격 또는 미래 선택(또는 결과)과 연관된 제약 등이 변경됨에 따른 결과로서 설명되어 진다. 이 경우 과거 경험은 순수한 행위 효과를 가진다. 빈곤을 경험하지 않은 다른 동일한 개인은 빈곤을 경험한 개인과는 미래에 다르게 행동하게 된다. 이러한 종류의 구조적 관계를 상태의존(true state dependence)이라고 한다(Heckman, 1981).
또한 Heckman and Bojas(1980)는 실업의 경우를 가지고 상태의존성을 과거의 실업경험회수가 많을수록 현재의 실업확률이 커지는 발생의존성(occurrence dependence)과 남아있는 실업기간이 현재까지의 실업기간에 의존하는 기간의존성(duration dependence) 그리고 이전의 실업기간이 길면 현재의 실업발생확률이 높아지게 되는 시차 기간의존성(lagged duration dependence)으로 구분하였다.

이에 본 연구에서는 우리나라 빈곤의 특성, 빈곤의 동태적 양상 그리고 상태의존성을 분석하기 위해 한국노동연구원의 한국노동패널조사(1998년~2005년) 자료를 활용하고, 분석대상은 주 노동연령층인 21~64세의 가구주이다.

이 연구는 현재 우리나라 빈곤 실태를 보다 정확하게 파악함으로써 장기 빈곤에 대한 효과적인 정책방안을 모색하기 위한 선행연구로서 의미를 지닌다고 할 수 있다. 이를 위하여 이장에 이어 II장에서는 빈곤의 동태적 양상을 연구한 기존의 연구 성과를 살펴보고, III장에서는 분석자료와 분석방법에 대해 소개한다. IV장에서는 경제위기 이전과 이후의 빈곤의 동태적 양상을 비교분석하여 우리나라 빈곤 구조의 특질을 규명하고, 이를 토대로 빈곤의 상태의존성이 있는지에 대한 검증 작업을 시도한다. 이를 기초로 V장에서는 탈빈곤 대책이 내실화 할 수 있는 방안에 대한 결론을 도출한다.

II. 기존연구

적절하고 효과적인 탈빈곤정책을 수립하기 위해서는 정책의 대상이 되는 빈곤층의 구성과 특성에 대한 정확한 이해가 필요하다. 이에 본 장에서는 빈곤에 대한 기존연구를 정리함에 있어 빈곤의 동태적 측면에 대한 연구 동향을 중심으로 정리한다.

빈곤의 동태적 양상과 지속성에 대한 서구의 선행연구는 Bane and Ellwood(1986)에 의해 고안된 분석 방법에 따라 위험률(hazard rate) 추정을 통한 빈곤주기(poverty spell)의 분석으로 수렴되는 경향을 보인다. Bane and Ellwood(1986)의 위험률 접근법은 Stevens(1999)의 다변인 분석을 통해 반복된 빈곤주기(multiple spells of poverty)를 포괄하는 분석으로 확장되었다.

Bane and Ellwood(1986)의 빈곤주기 접근법은 우리나라의 동태적 빈곤 연구에도 주로 이용되는데 이에 대한 본격적인 연구는 빈곤계층의 구성변화에 기점이 되는 경제위기 이후에 들어와서 시도되었다. 이는 빈곤의 이행과정에 대한 동태적 분석을 하기 위해서는 어떤 사회경제적 특성을 가진 집단을 지속적으로 관찰하는 종단적(longitudinal) 자료가 필요한데, 우리나라의 경우 종단적 자료의 이용이 1998년부터 시행된 한국노동패널조사에 의해 가능해졌기 때문이다. 이에 대한 국내연구로, 금재호․김승택(2001)은 이 조사자료의 1~3차년도 자료를 활용하여 빈곤의 진입과 이탈에 관한 분석을 시도했다. 이들은 상대적 빈곤개념을 활용하여 빈곤의 규모를 추정하고, 빈곤의 진입과 이탈이 빈번하게 이루어진다는 점이 한국 사회 빈곤의 중요한 특징임을 규명하였다. 한편 구인회(2002)는 한국노동패널자료의 1~3차년도 자료를 활용하여 빈곤의 진입과 이탈에 영향을 미치는 요인을 분석하였다. 이 연구는 절대적 빈곤개념을 활용하여 빈곤의 규모를 추정하였고, Bane and Ellwood(1986)에 의해 고안된 분석방법의 일부를 활용하여 빈곤에 대한 동태적 분석을 시도 하였다. 금재호(2003)는 금재호․김승택의 연구를 1~4차년도 자료까지로 확장하고 근로빈곤가구에 초점을 두어 분석하였다. 분석결과 빈곤으로부터 이탈한 가구의 절반 이상은 낮은 소득수준에 머물러 있음을 규명하였다. 홍경준(2004)는 한국노동패널조사 1차~5차 자료를 이용하여 개인별 빈곤주기를 구하고, 그에 대한 동태분석을 통해 탈빈곤 정책의 방향을 제시하였다. 이 연구에서도 빈곤의 진입과 이탈이 매우 활발하게 이루어지고 있는 것으로 나타나 빈곤에 진입한 표본의 60% 이상은 1년 만에 빈곤으로부터 이탈한 것으로 조사되었다. 이러한 이탈은 주로 취업관련 요인 때문에 이루어진다고 보아 우리나라에서 빈곤계층의 공공부조 의존성이나 근로동기의 악화는 미약하다는 점을 밝혔다. 또한 구인회(2005)는 한국노동패널조사 1차~6차 자료를 이용하여 우리나라 빈곤의 동태적 양상, 특히 빈곤 지속기간과 이에 관련된 요인을 분석하였다. 이 연구에서는 우리나라 빈곤층의 탈출률은 비교적 높은 수준이어서 매우 활발한 빈곤탈출양상을 보이고 있음을 재확인했다. 즉, 빈곤에 진입한 사람들의 3/4 가까운 수가 2년 안에 빈곤을 탈피하고 있음을 밝혔다. 그리고 이 연구에서는 패널 자료에서 관찰되는 빈곤주기에 관한 정보를 이용하여 빈곤탈출확률을 추정하고, 이로부터 빈곤주기의 지속기간을 계산하여 빈곤주기의 지속기간별 분포를 구성한 결과, 5년 이상의 장기빈곤층의 비중은 14% 정도에 그치며, 10년 이상의 최장기 빈곤층의 비중은 매우 낮게 나왔지만, 한 시점에서 빈곤한 사람들을 대상으로 빈곤의 지속기간을 볼 경우 장기빈곤층의 비중은 무시할 수 없는 비중을 차지하고 있음을 보여주었다. 즉, 5년 이상의 장기빈곤층이 50%를 차지하며 10년 이상의 최장기 빈곤층도 25%를 넘어선다는 것을 보여주었다.

도시가계조사자료는 1998년 표본을 개편한 이후로 동일한 표본가구를 대상으로 하고 있기 때문에 자료를 연결하여 패널화할 수 있다. 물론 이 과정은 상당히 복잡할 뿐 아니라 삽입(imputation)된 자료의 처리과정에서 상당수의 표본을 누락시키게 되어 결국 패널화된 자료가 원자료를 적절하게 대표할 수 없다는 문제점을 가진다. 그럼에도 불구하고 도시가계조사자료의 패널화는 상대적으로 정확한 소득 및 지출정보의 활용이 가능하며, 분기별 관찰을 통해 빈곤의 동태적 변화를 좀 더 정확하게 파악할 수 있다는 점 때문에 그 유용성은 상당히 크다고 할 수 있다. 1998년 1999년의 도시가계조사자료를 이용한 박순일․최현수․강성호(2000)는 빈곤의 추세 및 결정요인을 분석하고 취업자의 수와 가구주 종사 직종이 빈곤이행에 큰 영향을 미침을 보고하고 있다. 또한 1998년과 1999년 사이에서 빈곤에 진입한 가구가 빈곤에서 이탈한 가구보다 더 많음을 보여주었다. 한편 황덕순(2000)은 1998~1999년의 분기별 도시가계조사자료를 활용해서 11개의 분기연결 패널자료를 구성한 후, 빈곤의 진입 및 이탈 확률의 추이와 가구특성에 따른 차이를 분석하였다. 또한, 빈곤에의 진입과 이탈이 빈번하게 이루어지지만, 그러한 이동의 2/3 가량은 빈곤선 주의(빈곤선의 80%~150%)에서의 이동으로 결코 안정적인 빈곤 이탈이 이루어지지 않음을 보여 주였다. 하지만, 이 연구는 연속된 2개의 분기만을 연결한 자료를 활용함으로서 빈곤기간의 처음과 끝을 정확하게 알 수 없고 실제의 빈곤기간 또한 파악하지 못한다는 한계를 가진다. 이러한 문제점은 분석기간 전체에 대한 시계열 자료의 구축을 통해 해결될 수 있지만, 앞서 언급한 도시가계자료의 특성상 여러 가지 어려움이 있다. 또한 이병희․정재호(2001)는 1998년~2001년의 12개 분기자료를 모두 연결한 도시가계조사 패널자료를 활용하여 선행연구들에서 고려되지 못했던 빈곤의 지속기간에 관한 분석을 시도하고 있다. 분석결과 80% 정도의 빈곤가구는 빈곤에 빠진 지 1년 만에 빈곤에서 이탈하고 있으며, 빈곤에서 이탈한 가구의 60% 정도는 1년 만에 다시 빈곤에 진입하는 것으로 나타났다.

그리고 도시근로자가구조사를 패널로 구성한 김대일(2004)의 연구에 의하면, 실제 소득의 변동성을 통해 빈곤 탈출률을 추정할 경우, 빈곤가구가 빈곤으로부터 탈출할 확률은 60%를 넘는 것으로 추정되고 있어 빈곤의 함정효과는 크지 않은 것처럼 보이지만, 이러한 결과는 소득의 일시적 변동성을 반영한 결과에 불과한 것으로 추정되었다. 항상적 요인에 더 밀접히 연계된 소비지출로 빈곤을 정의할 경우 빈곤 탈출률은 50% 미만으로 하락할 뿐만 아니라, 소득의 항상적 요인을 기준으로 한 계량모형에서는 빈곤 탈출률이 30% 미만으로 하락하는 결과를 얻었다. 그러나 빈곤에서 탈출한다고 하여도 대부분의 탈출가구가 차상위 빈곤층으로 진입하고 있어 실제 차상위 빈곤층 이상으로 탈출하는 경우는 전체의 6%에 불과한 것으로 추정되었다. 차상위 빈곤층의 경우 빈곤층과 다소의 소득 차이만 존재할 뿐 그 구성이나 결정요인 측면에서는 실질적으로 빈곤층과 크게 다르지 않기 때문에, 이러한 빈곤 탈출률의 추정결과는 우리나라에서 일단 빈곤에 진입할 경우 그 지속성(함정효과)이 상당히 심각할 수 있음을 보여주고 있다.

III. 분석의 자료 및 방법

1. 분석 자료 및 빈곤지위의 결정

빈곤의 상태의존성을 살펴보기 위해서는 가구소득과 개인의 경제활동상태가 조사되어 있는 자료가 필요하다. 이에 본 연구에서는 한국노동연구원의 한국노동패널조사(1998년~2005년; 이하 노동패널) 자료를 활용한다. 노동패널은 한국노동연구원이 제주도를 제외한 전국의 비농촌지역에 거주하는 가구와 가구원을 대표하는 5000가구의 가구원을 대상으로 1998년부터 연 1회 노동시장활동 및 소득, 소비, 교육 및 직업훈련을 추적 조사하는 종단적 조사이다(방하남 외, 1999).

본 연구에서는 노동패널의 조사 1차년도(1998)에서 8차년도(2005년)까지 매년 인터뷰에서 수집된 총 8년치의 소득 자료를 이용하여 분석을 진행한다. 여기서 주의해야 할 사항은 노동패널조사에서 가구 및 취업정도는 조사시점의 것을, 소득정보는 조사시점에서 지난 해의 것을 파악한다. 이는 실제 분석에서 활용되는 시계열의 수가 실제보다 줄어듦을 의미한다. 이를 고려하여 본 연구에서는 가구의 특성 및 취업지위와 빈곤을 연관시키기 때문에 7개의 시계열을 활용한다. 이와 연결된 문제로 2차년도 이후 분가가구가 발생함에 따라 소득정보와 가구정보가 일치하지 않는 가구가 존재하게 된다. 이에 본 연구에서는 2차년도 이후 패널가구로 새로 진입하는 분가가구와 그 분가가구의 원가구를 분석대상에서 제외시킨 1차부터 8차까지의 개인자료를 분석대상으로 한다.

빈곤계층의 특성을 분석하기 위해서는 이들의 공통적인 특성을 묶어 효과적으로 분석할 수 있게 하는 범주화 작업이 필요하다. 본 연구에서 사용되는 자료에 있는 가구들을 범주화시키기 위해 먼저 소득수준으로 가구들을 분류한다. 분류기준이 되는 소득기준으로는 1999년 이후에는 보건복지부에서 고시하고 있는 가구규모별 최저생계비를 기준으로 연도별 물가상승률로 조정하여 절대적 빈곤선을 설정한다. 이와 같이 빈곤선을 기준으로 가구소득이 빈곤선 이하인 가구를 빈곤가구로 정의하고, 가구정보에 따라 개인의 빈곤지위를 결정한다. 본 연구에 사용된 분석 대상은 주 노동연령층인 21~64세의 가구주이다.

본 분석에서의 종속변수는 빈곤=1, 비빈곤=0이며, 독립변수로서는 종속변수의 시차변수가 상태의존성(true state dependence)이 존재여부를 나타내는 변수로서 도입되었다. 그리고 빈곤의 가능성이 개인이 지니고 있는 낮은 지능(low intelligence)이나 능력부족(lack of ability) 또는 낮은 동기수준(low levels of motivation)과 같은 요인을 통제하기 위해 교육수준, 시간제 근로 여부, 고용상태(임시/일용직 여부), 그리고 실업상태 여부를 설명변수로 사용하였다. 그리고 가구원 수이 많거나 가구유형이 빈곤의 위험성을 높일 수 있기에 이를 통제하기 위해 가구원 수와 가구유형의 변수를 포함하였으며, 개인의 특성변수로 연령과 성별변수가 고려되었다.

<표 1> 변수의 설명 및 기초통계
변수	설명	Mean	Std. Dev.	Min	Max
y	빈곤여부(1=빈곤)	0.124	0.330	0	1
age	연령	44.355	8.177	21	64
sex	성별(1=여성)	0.076	0.266	0	1
ed1	교육수준1(1=고졸이하)	0.721	0.448	0	1
ed2	교육수준2(1=대재및중퇴)	0.025	0.156	0	1
ed3	교육수준3(1=전문대졸이상)	0.243	0.429	0	1
type1	가구유형1(1=편부모가구)	0.055	0.229	0	1
type2	가구유형2(1=1인가구)	0.046	0.211	0	1
type3	가구유형3(1=일반가구)	0.898	0.303	0	1
f_numb	가구원 수	3.807	1.082	1	10
part	시간제 근로여부(1=시간제)	0.021	0.143	0	1
st1	고용상태(1=임시/일용직)	0.109	0.311	0	1
st2	고용상태(1=상용직)	0.469	0.499	0	1
unemp	실업여부(1=실업)	0.027	0.161	0	1

2. 분석 방법

빈곤의 상태의존성(state dependence)을 파악하기 위해서는 관찰되지 않는 이질성(unobserved heterogeneity)을 잘 통제해야 하는데 이는 쉬운 작업이 아니다. 또한 패널자료 추정에서 이러한 관찰되지 않는 이질성을 잘 통제했다고 하더라도, 초기조건(initial condition)의 문제가 발생한다. 초기조건은 상태의존성과 관찰되지 않는 이질성을 구분하기 위해서 사전적으로 처리해야 할 문제이다. 예를 들어, 1998년에 시작한 노동패널자료를 사용했는데, 이들 표본 중 많은 사람들이 1998년 이전에 이미 빈곤의 경험을 가지고 있을 수 있다. 따라서 처음 조사시점인 1998년에 빈곤한 사람은 이전의 빈곤경험 때문에 또는 개인의 낮은 지능 또는 낮은 능력에 영향을 주는 관찰되거나 되지 않는 특성 때문일 수 있다. 이러한 초기조건의 문제를 해결하기 위해 본 연구에서는 초기조건을 확률적으로 설정하였다.

초기조건의 문제란 조사에서 관찰된 기간의 처음시점의 조건이 개인이 실제 사건을 경험한 확률적 과정의 처음시점의 조건과 다른 데서 발생하는 문제이다.

과거 빈곤의 경험이 현재의 빈곤에 영향을 주는지에 대한 이론적 검토는 다음과 같은 과정을 거치게 된다.

, ,

이 식에서 [eqn: y _{it i`t} ^{*}]는 관찰된 전기 개인의 빈곤상태인 [eqn: y _{i`t-1}]의 함수이다. 즉, 개인이 가지고 잇는 빈곤 성향에 의해 빈곤이 발생된다기 보다는 빈곤발생의 경험이 빈곤에 영향을 준다는 것이다. 이와 같이 시차변수(lagged dependent variable)를 독립변수로 두는 것은 진정한 상태의존성(genuine state dependence)를 파악하기 위한 것이다. 시차변수의 계수값이 양(+)이고 유의한 결과를 보인다면 상태의존성이 존재한다고 할 수 있다. 그러나 사차변수의 계수값이 양(+)를 보인다 할지라도 이는 허구적 관계(spurious correlation)로부터 나타난 것일 수도 있다. 왜냐하면, 개인의 빈곤성향과 상관관계가 있는 개인의 특성에 대한 통제가 적절하게 이루어지지 못하였을 경우 이러한 관계가 나타날 수 있기 때문이다. 이를 해결하기 위해 개인의 관찰 가능하거나 가능하지 않은 특성 들을 변수로 처리하여 통제하고자 하였다.

그리고 관찰되지 않는 이질성(heterogeneity)를 통제하기 위하여 다음의 절차를 거쳤다. 관찰될 수 없는 개인의 이질성이 시간에 따라 변한다고 가정하면 오차항은 다음과 같다.

[eqn: epsilon _{i}]는 개인의 관찰되지 않는 특성, [eqn: u _{i`t}]는 무작위 오차이며, [eqn: u _{i`t}]~IN(0, [eqn: sigma _{u} ^{2}])이고, [eqn: u _{i`t}]는 설명변수와 독립적이라고 가정한다. 여기서 [eqn: epsilon _{i}]를 random으로 취급하는 dynamic random effects probit model로 추정한다(Hsiao, 2003).

IV. 빈곤 양상의 동태적 분석

분석결과에 따르면 빈곤의 시차변수의 계수가 양수이며 유의한 결과가 나타나, 우리나라에서도 개인적 이질성을 통제한 후 이전과 현재의 빈곤간의 구조적 관계(true state dependence), 이른바 복지의존성이 존재하는 것으로 나타났다. 특히, 실업의 효과를 반영하기 위해 교차변수를 도입한 결과 통계적으로 양수(+)이며 유의하다는 점을 주목해야 한다. 이는 실업상태에 있는 개인은 일자리를 가질려는 경향이 작거나 또는 낮은 질의 일자리나 불안정한 고용의 연속으로 인하여 빈곤상태를 유지하거나 다시 빈곤상태로 돌아올 위험이 증가하기 때문인 것으로 판단된다. 이러한 결과는 정부의 빈곤대책이 돈으로만 해결될 것이 아니라 빈곤화를 막거나 낙인을 상쇄시키기 위한 예방적이고 적극적은 교육이나 직업훈련대책이 중요한 의미를 가지며, 특히 실업자들에게는 빈곤 가능성과 낙인을 최소화하가 위하여 일자리 창출이 중요한 기능을 할 수 있음을 보여준다.

한편, 빈곤 가능성은 나이가 어리거나 많을 경우에 높은 것으로 나타나고 있다. 또한 여성일수록, 학력은 저학력일수록, 가구유형은 편부모가구이거나 1인가구일수록, 가구원 수는 많을수록 그리고 근로형태는 시간제 근로일수록 빈곤가능성이 높게 나타나고 있다. 이러한 결과는 정부의 정책이 청년층이나 여성가구 특히, 편부모가구의 초기 빈곤경험을 막는 것이 주요한 정책적 목적이 되어야 함을 시사한다. 이 중에서도 핵심 노동력계층인 청년층이 빈곤의 가능성이 높다는 것은 이들에 대한 적극적인 대책이 강화될 필요가 있음을 보여준다. 즉, 상대적으로 미래 노동시장참여 기간이 길고 노동이동이 심하며 실업 가능성이 높게 나타난 청년층에게 있어 초기 빈곤은 오랜 기간 개인의 경력과 노동시장참여에 부정적인 영향을 미칠 것이기 때문에 이들의 이후의 낙인효과를 최소화하기 위한 정책적 노력이 강화될 필요가 있으며, 이들이 빈곤 경험을 피하거나 빈곤기간을 최소화하기 위하여 단계적으로 최적의 일자리를 찾아나가는 전략을 구사하여야 함을 보여준다.

<표 2> dynamic random effects probit model의 추정결과
	estimate	t-value	estimate	t-value
yt-1	초기조건		0.39	21.33
yt-1**unemp			0.24	2.16
one	0.44	6.84	-0.06	-1.19
age	-0.09	-4.10	-0.11	-12.10
age2	0.10	2.09	0.15	8.71
sex	0.21	1.79	0.37	5.78
ed1	0.29	2.41	0.26	5.25
ed2	-0.22	-1.16	0.63	7.36
type1	0.09	0.48	0.24	2.84
type2	0.53	2.47	0.53	6.62
f_numb	0.01	3.08	0.02	6.13
part	0.20	2.35	0.30	6.69
st1	-0.05	-0.53	0.06	1.22
[eqn: sigma _{epsilon } / sigma _{u}]1)	0.81	10.71	1.42	20.60
log-likelihood	-4110.161
관측치 수(n)	1598
1) [eqn: sigma _{epsilon } / sigma _{u}]는 [eqn: epsilon _{i}]가 [eqn: u _{i`t}]에 비해 얼마나 중요한지를 보여줌.

V. 결론

본 논문은 빈곤의 구조화와 관련한 문제가 되는 빈곤의 지속적 영향, 이른바 복지의존성의 존재여부와 그 특징을 실증적으로 검토하였다. 관찰가능한 특성을 통제한 후 관찰되지 않는 개인적 이질성과 상태의존성의 효과를 구분하여 살펴보고자 빈곤발생의 동태적 패널모형을 설정하여 추정하였다.

분석결과에 따르면 우리나라에서도 개인적 이질성을 통제한 후에 이전과 현재의 빈곤간의 구조적 관계가 나타나 이른바 복지의존성이 존재하는 하는 것으로 나타났다. 특히 이는 실업자에 있어서 가장 높게 나타났다. 이는 이들에 대한 빈곤화를 초기에 막는 것이 중요함을 시사해주고 있다.

이상의 사실은 빈곤에 대한 정부의 정책 또는 정부의 개입이 빈곤상태에 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 왜냐하면 빈곤이 다른 원인과 독립적으로 새로운 빈곤을 야기한다면, 그때 현재 빈곤뿐만 아니라 미래빈곤을 피하기 위한 빈곤정책이 중요성을 가지기 때문이다. 따라서 정부의 시혜적인 빈곤대책보다는 실업률을 낮춤으로써 장기적 효과를 거둘 수 있는 단기적 빈곤대책은 필요하며, 이는 초기의 빈곤경험을 막는 것은 중요한 정책적 목적이 될 것이다. 이를 위해 빈곤의 낙인효과를 최소화하거나 상쇄하기 위한 교육이나 직업훈련을 실시하고 이들을 위한 일자리 제공정책은 이러한 의미에서 중요한 의미를 가진다. 물론 이는 실업자 자신으로서도 빈곤경험을 피하거나 빈곤기간을 최소화하기 위하여 일자리를 찾아나가는 전략을 구사하여야 할 필요가 있음을 시사하는 것이기도 하다.

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