강요된 선택: 생애 주된 일자리에서의 퇴직과 재취업의 동학분석ksa21.or.kr/board/filedown/01-05-신인철방하남.pdf · 강요된 선택: 생애 주된 일자리에서의

한국사회학 제45집 1호(2011년), pp. 73~108

강요된 선택:

생애 주된 일자리에서의 퇴직과 재취업의 동학분석*

방하남**·신인철***

본 연구는 한국노동패널조사(KLIPS) 자료를 이용하여 생애 주된 일자리로부터의 퇴직과 퇴직

후 재취업의 과정을 연계하여 생애과정적 관점에서 중고령자들의 노동시장 동학을 분석하였다.

먼저, 생애 주된 일자리에서의 퇴직률 분석결과, 개인의 교육수준이 높을수록 안정된 양질의

일자리로 취업될 확률이 높으며, 그에 따라 근속기간이 길어지고 따라서 평균적으로 퇴직이 늦

어지게 되는 것을 패널자료 분석을 통해 확인할 수 있었다. 특히, 임금근로자의 경우 기업 내

부노동시장의 강한 고용안정 효과를 간접적으로 확인할 수 있었다. 정년제도가 있는 기업이 정

년제도가 없는 기업보다 결과적 고용안정 효과가 있는 것으로 나타났다. 다음으로 생애 주된

일자리에서 퇴직한 이후 재취업을 할 확률과 재취업경로에 대한 분석을 실시한 결과, 과거 주

된 일자리에서의 임금이나 소득수준 등 시장적 유인요인보다는 가구 내 경제적 필요를 나타내

는 가구부채가 강한 유출요인으로 작용하고 있는 것으로 나타났다. 이는 우리나라 중고령 근로

자들의 퇴직 후 재취업이 노후소득보장제도의 미흡으로 인한 ‘어쩔 수 없는’ 선택이라는 것

을 확인해 주는 것으로 보인다. 중고령 근로자들은 대부분의 경우 생애 주된 일자리에서의 퇴

직시점이 빨라 최종적으로 노동시장에서 은퇴하기 전까지 여러 경로와 형태로 재취업을 할 수

밖에 없게 되고, 재취업을 하더라도 대부분 영세자영업 및 근로조건이 악화된 일자리로 하게

되는 것으로 나타났다. 이러한 연구결과를 토대로 생애 주된 일자리로부터의 퇴직과 퇴직 이후

의 재취업과정과 관련하여 정책적 시사점을 제안하였다.

주제어: 생애 주된 일자리, 퇴직, 은퇴, 직업력, 패널자료분석

* 이 논문의 초고는 2010년 경제학 공동학술대회에서 발표되었다. 그리고 이 논문의 수정에

많은 도움을 주신 세 분의 심사자에게 감사를 드린다.

** 한국노동연구원 선임연구위원. [email protected]

*** 성균관대학교 서베이리서치센터 연구원. [email protected]

연구논문

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Ⅰ. 서론

인구 고령화는 각 나라별로 정도와 속도의 차이는 있으나 21세기 대부분의 선진

국이 맞이하게 될 공통의 사회적 현상이다. 인구 고령화로 인한 노인부양비 증가

가 노인(은퇴) 인구 증가와 청장년(생산활동)인구 감소라는 인구학적 현상에 의한

것이라면, 서구 선진국이 당면하고 있는 또 다른 문제인 근로자들의 조기퇴직 경

향은 은퇴와 관련된 소득보장제도와 개별 근로자의 행위적 반응(즉 조기퇴직의 선

택)이 상호 작용하면서 이루어진 현상이라고 볼 수 있다. 근로자들이 공적연금제도

에서 정해진 정년까지 취업활동을 하지 않고 그 이전에 조기퇴직을 해버리는 것이

다. 그 결과, 높아 가는 부양비 자체로도 문제인데, 조기퇴직으로 인해 부양을 감

당해야 하는 생산활동인구의 풀(pool)까지 줄어들게 됨으로써 서구의 고령화 경제‧사회는 이중의 문제를 안게 된 것이다.

한국의 경우는 다른 선진국들에 비해 고령화의 시작이 늦었기 때문에 선진국들

이 현재 겪고 있는 많은 문제들로부터 당장은 자유로울 수 있다. 또한 고령 근로

자들의 노동시장참여율이 어느 선진국보다 높아 생산활동인구의 급격한 감소와 같

은 문제는 당분간 심각하지 않다고 볼 수도 있다. 또한, 우리 역시 서구 유럽 국가

들에서 고령화와 함께 가장 심각한 문제인 조기퇴직의 현상을 경험하고 있지만,

자발적 선택에 의한 서구와는 달리 비자발적 강제에 의한 것이기 때문에 발생 원

인이 완전히 반대라 할 수 있다. 하지만 선진국들이 경험하고 있는 이러한 문제들

이 불과 30여년 전에 발생한 것이라는 점과 우리의 고령화 속도가 다른 선진국과

비교가 안 될 정도로 급속히 이루어지고 있다는 점을 고려할 때, 먼 미래의 문제

가 아니라 이미 진행되고 있는 현재의 문제로 인식할 필요가 있다(방하남 ․ 신동균

‧ 김동헌 ‧ 신현구, 2005).

방하남 외(2005)에 따르면 우리나라 기업의 평균 정년은 55세인데 소위 ‘명예퇴

직’이나 ‘조기퇴직’ 등으로 인하여 실제로는 평균 53세에 직장을 대부분 비자발적으

로 퇴직하는 것으로 조사되고 있다. 그러나 한국 취업자들이 실제로 경제활동을

멈추는 은퇴연령은 평균 68세이므로(Scherer, 2002), 한국의 근로자들은 생애 주

된 직장에서 퇴직한 이후 은퇴까지 약 15년의 기간 동안 더 소득활동을 하는 것으

로 볼 수 있다.

그렇다면 우리나라 중·고령층 근로자들은 ‘실제로 생애 주된 일자리에서 어느

정도 근무하다 언제 어떻게 퇴직을 하고 있는가?’, ‘퇴직 이후에 재취업은 누가 어

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떻게 어떤 경로를 통해 하게 되는가?’ 또한 그러한 ‘근로생애 종반기의 노동이동

(퇴직과 재취업)의 동학을 결정하는 주요 요인들은 어떤 것들이며 어느 정도 영향

을 미치는가?’ 본 연구는 인구와 노동력의 고령화 시대에 중·고령자 노동시장의

동학과 관련된 이러한 질문들에 대한 답을 얻고자 한다.

지금까지 기존 연구들은 중·고령 근로자들의 고용불안정을 발생시키는 노동시

장 구조와 제도적 환경들에 대한 검토와 개선방안에 국한되어 진행된 반면, 그 밑

바탕이 되는 정년퇴직 및 은퇴의 동학에 대한 연구는 부족한 실정이며,1) 그 접근

방법에 있어서도 여러 문제점을 내재하고 있었다. 이에 본 연구에서는 크게 네 가

지 측면에서 기존의 연구를 넘어 본 주제와 관련된 이론적, 경험적 논의에 보탬이

되고자 한다.

첫째, 대부분의 연구들이 생애 주된 일자리를 정의함에 있어 근속기간(예: 10년

이상)과 전일제근무여부를 판단기준으로 사용하였다. 하지만, 이렇게 할 경우 일자

리 변동이 잦았거나 고용상태가 불안정한 중·고령자들이 가지고 있던 일자리들은

고려의 대상이 되지 못하는 단점이 있다. 이러한 문제점에 대한 대안으로서 본 연

구에서는 장기 패널자료인 한국노동패널조사(Korean Labor and Income Panel

Study, 이하 KLIPS)의 장점을 살려 조사시점까지 파악된 개인의 모든 일자리 가

운데 ‘본인이 생애 주된 일자리로 지목한 일자리’를 생애 주된 일자리로 정의하고,

그 일자리에서 얼마나 근속하였고 언제 퇴직을 하였는지를 파악하고 모형분석을

한다.

둘째, 과거의 많은 연구들이 횡단면 자료를 이용함으로써 혹은 패널자료를 이용

하더라도 자료의 종단적 장점을 살리지 못하고 퇴직 또는 은퇴 과정이 완료된 케

이스들만을 포함함으로써 ‘선택의 편의’ 문제를 잠재적으로 가지고 있었다. 이는

일정시점(t)에서 과정이 완료된 케이스들만을 분석에 포함할 경우 상대적으로 근속

기간이 짧은 케이스들이 포함될 확률이 더 높게 됨으로써 생기게 되는 문제로, 아

직 퇴직이 완전히 이루어지지 않은 50대 중고령자들을 분석대상에 포함하는 경우

이 문제는 더욱 심각하게 된다. 본 연구에서는 현재 진행 중인 생애 주된 일자리

의 지속기간도 분석에 포함함으로써 선택의 편의 문제를 최소화한다. 즉, 생존분석

을 통해 ‘우측절단된(right-censored)’ 관찰치의 정보도 모형의 추정과정에서 고려

1) 대부분의 경우 생애 주된 일자리로부터의 퇴직이 곧 경제활동으로부터의 은퇴로 연결되는 선진

국의 경우와 달리 우리나라는 정년퇴직과 은퇴의 간격이 넓어 본 연구에서는 전자를 ‘퇴직’, 후

자를 ‘은퇴’로 구분하고자 한다.

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됨으로써 선택의 편의가 최소화된 추정결과를 얻을 수 있도록 한다.

셋째, 대부분의 연구들이 생애 주된 일자리로부터의 퇴직과정이나 퇴직 이후 재

취업과정 중 어느 하나만을 분석한데 비하여 본 연구에서는 양자를 하나의 데이터

구조 속에서 연계시켜 분석함으로써 보다 생애과정적 관점에서 중고령자들의 노동

시장 동학을 분석하고자 한다. 따라서 본 연구는 점진적 은퇴와 관련된 방하남 외

(2009)의 연구와 연계되어 있다.

넷째, 기존의 대부분의 연구들이 근속기간이나 재취업까지의 기간을 ‘년(year)’

단위로 측정한데 비해 본 연구에서는 KLIPS의 직업력 자료를 통해 측정 가능한

최소 단위인 ‘월(month)’ 단위로 분석의 대상이 되는 지속기간(생애 주된 일자리의

근속기간 또는 퇴직 이후 재취업까지 걸린 기간)을 측정하고 모형분석을 시도함으

로써 보다 정교한 분석결과를 내놓고자 한다.

Ⅱ. 중․고령자의 퇴직과 은퇴의 동학관련 연구

앞서 지적한 것처럼 급속한 인구 고령화와 함께 노동력의 고령화 현상이 큰 사

회적 문제로 대두됨에 따라 최근 들어 중고령자들의 퇴직 및 은퇴와 관련된 많은

연구들이 진행되고 있다. 사실 이들 연구들은 상호 연관되어 있기 때문에 명확한

구분을 하기는 어렵지만, 크게 두 가지 부류로 구분이 된다. 그 첫 번째는 노동-

여가선택의 이론에 기반을 둔 경제학적 모형이다. 특정 시점에서 일정한 부를 가

지고 있고 외생적으로 결정된 시간당 임금률에 직면해 있는 개인들은 여가와 노동

간의 선택을 통해 개인의 생애효용을 극대화하려는 경향이 있는데, 이처럼 한 시

점에 일어나는 개인들의 합리적 선택을 분석하는 부류이다. 두 번째는 근로와 소

비활동에 대한 생애주기모형과 관련된다. 즉, 경제학적 모형에서 주된 일자리에서

완전히 은퇴하여 비경제활동 상태로 들어가는 방식인 전통적 은퇴보다는 주된 일

자리 또는 다른 일자리에서 근로시간을 줄이거나 자영업 창업 등을 통해 은퇴를

지연하는 ‘점진적 은퇴(gradual retirement)’에 분석의 초점을 둔다(장지연, 2003).


1. 경제학적 접근

먼저 중고령자들의 노동시장 참여와 근로의 지속성과 관련된 논의들에서는 은퇴

시기와 은퇴에 영향을 미치는 영향요인들에 대한 모형분석이 주를 이루고 있다.

경제학적 모형에서 개인들의 합리적 선택에 따라 퇴직이 일어나는 시점에 영향을

주는 요인들로는 개인들의 인적 특성, 일자리의 특성 요인들, 건강, 그리고 재정적

인센티브 등을 들 수 있다(Meadows, 2003). 먼저, 개인적 특성과 관련해서는 퇴

직으로 인한 기회비용이 상대적으로 적은 저학력 또는 저숙련 노동자들이 고학력

또는 고숙련 노동자들보다 좀 더 일찍 은퇴하는 경향이 강한 것으로 나타났다. 또

한 피부양자녀를 가졌거나 미혼인 여성은 조기은퇴율이 상대적으로 높고, 일보다

는 여가에 삶의 가치를 더 부여하는 사람들 역시 일찍 노동시장에서 이탈하는 것

으로 알려져 있다(Tillesley, Taylor, Beausoleil, Wilson and Walker 2001). 다

음으로, 일자리의 특성과 관련된 요인들은 대부분 은퇴에 대한 유출요인(push

factors)에 해당되며 이들 요인들은 자발적 요인과 비자발적 요인으로 구분될 수

있다. 자발적 유출요인으로는 일에 대한 스트레스, 근로의욕, 일의 자발성, 육체노

동의 정도, 근로조건 등의 유연성을 들 수 있다. 그리고 가장 중요한 비자발적 유

출요인으로는 구조조정이나 기술충격을 든다(Ruhm, 1990).

아울러 기존의 연구들에서는 은퇴와 관련된 재정적 (디스)인센티브로 공적 또는

사적 연금의 효과에 주목하였다. 예를 들어 브루스와 그의 동료들(Bruce,

Holtz-Eakin, Quinn, 2000)은 미국 중고령자들의 임금근로, 비임금근로, 비경제

활동 상태 간의 이동분석을 통해 연금자산과 같은 유동성 제약이 비임금근로로의

진입에 있어 중요한 역할로 작용하는 것을 밝혀냈으며, 지시모폴로스와 동료들

(Zissimopoulos, Maestas, Karoly, 2007)의 연구에서도 임금근로자들의 은퇴에

있어 연금이 중요한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 중고령자의 은퇴시기에 공적‧사적연금 자산이 미치는 효과에 대한 최근의 국내연구로는 이승렬 ‧ 최강식(2007),

안종범 ‧ 정지운(2008) 등의 연구를 들 수 있다. 이승렬 ‧ 최강식(2007)은 국민연

금기대자산이 중고령 임금근로자의 조기은퇴에 미치는 효과를 알아보기 위해 한국

노동패널자료를 이용하여 국민연금에 가입한 최초의 일자리에서의 잔존기간과 취

업유지 상태를 분석하였다. 분석 결과에 따르면, 국민연금기대자산 수준이 높을수

록 노동시장에서 은퇴할 확률이 높지만, 그 효과는 미미한 수준으로 나타났다. 한

편 안종범 ‧ 정지운(2008)은 OECD국가의 1969~2005년간의 패널자료를 이용하여

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고령화와 연금정책변화의 영향력 분석을 실시한 결과, 조기은퇴의 결정에 있어서

연금제도의 관대성에 의한 연금자산 증가의 효과가 생각보다 크지 않았다는 결론

을 내고 있다.

중고령자의 노동시장 참여 결정요인과 근로의 지속성 여부와 관련된 국내의 연

구들에서는 특히 중고령자 가구의 소득불안정을 중요한 결정요인으로 지적하고 있

다. 예를 들어, 박경숙(2002)은 고령층의 경제활동참여율이 증가하게 된 원인으로

가족으로부터의 부양 기회 약화와 연금 혜택 부족 등을 들고 있다. 또한「가계자

산조사」자료를 토대로 고령자의 노동시장 참여의 상당부분이 근로생애동안 축적

한 자산의 불충분성에 기인한 생계 유지형 근로일 가능성이 높음을 지적한 반정호

(2008)의 연구 역시 이와 맥을 같이 하고 있다. 장지연 ‧ 신현구(2008)도 고령자의

노동시장 참여와 소득에 대한 국제비교연구를 통해 한국의 경우 노후소득보장체계

의 미성숙으로 인한 계속적인 소득창출의 필요성이 고령자의 경제활동참가율을 높

이게 되는 요인으로 작용하지만, 양질의 고용기회가 협소한 임금부문보다는 자영

업 부문으로의 취업이 이를 가능하게 해준다고 역설한다.

통상적으로 자영업자의 은퇴시기가 임금근로자보다 늦기 때문에, 한국 근로자들

의 은퇴시기가 서구국가들에 비해 늦은 이유 중의 하나로 고령자 가운데 높은 자

영업 취업비율이 지적되고 있다(방하남 외, 2009). 하지만 장지연 ‧ 호정화(2002)

에 따르면 임금근로자와 비임금근로자 간에 은퇴 시점에 있어서 상당한 격차가 존

재해 왔지만, 이러한 격차는 경제위기 이후는 점차 감소하는 경향이 있다는 한다.

「고령화연구패널조사」자료를 이용하여 45세 이상의 자영업자와 임금근로자의 기

대은퇴시기를 분석한 이철희(2008)의 연구에서도 자영업자들의 기대은퇴시기가 늦

은 것은 자영업 취업의 특성상 임금근로보다는 근로의욕, 건강, 생산성 등 개인적

인 특성에 부합하는 일자리 선택이 가능하기 때문인 것으로 분석되고 있다. 즉 자

영업자들이 늦게까지 일할 수 있는 것은 그들이 상대적으로 가난하기 때문이 아니

라 고령기에 근로조건과 근로시간을 선택·조정하는 데 있어서 임금근로보다 더

선택의 폭이 넓기 때문이라는 것이다.

2. 생애주기적 접근

최근 생애주기모형에 기초하여 중고령자들의 은퇴유형과 경로를 분석하려는 시

도가 활발해지고 있다. 노동-여가선택이론에 기초한 모형들에서는 취업에서 퇴직


(은퇴)으로의 이동이 하나의 시점에 일어나는 사건(event)으로 가정되는 반면, 생

애주기모형에서는 점진적 과정(process)으로 가정된다. 즉 완전취업과 완전은퇴 사

이에 부분은퇴(partial retirement) 혹은 부분취업의 단계가 포함된 것이다

(Brueckner and Mayer, 2005; OECD, 2000). 특히, 점진적 은퇴 프로그램은 제

조업 부문보다는 서비스업 부문에서 보다 보편적이며, 서비스업의 증가에 따라 이

러한 단계적 은퇴가 증가하고 있다고 한다(Hutchens, Grace-Martin, 2004;

Chen, Scott, 2006). 2005년 미국의 50세 이상 중고령자들의 38%가 점진적 은퇴

에 관심을 가지고 있다는 브라운(Brown, 2005)의 연구결과가 이를 잘 보여주고

있다.2)

이러한 생애주기적 관점에서 푹스(Fuchs, 1982)는 근로생애 후반기 임금근로에

서 비임금근로로의 이행에 초점을 두어 비임금근로자들이 노동시간 단축을 통해

계속해서 일을 할 가능성이 높으며, 이러한 결정에는 건강, 연령 및 연금 등이 주

요한 요인으로 작용한다고 보았다. 특히 흥미로운 점은 임금근로에서 비임금근로

로 전환할 가능성은 비임금근로에서 필요로 하는 유사한 기술을 획득할 수 있는

일자리 경력이 많을수록 증가한다는 것이다. 또한 잔드레아와 동료들(Giandrea,

Cahill and Quinn, 2008)의 연구에서는 미국의 HRS(Health and Retirement

Study)자료를 이용하여 중고령자들의 일자리 이행형태는 비임금근로에서의 유입과

유출이 일반적이며, 이러한 이행에 있어 건강상태, 일자리 경력 그리고 재정적 상

황이 중요한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히 은퇴와 함께 재정적 부담을 경

험하게 되는 중고령자들에게 있어 비임금근로는 근로생애의 연장기재로서의 기능

을 한다고 보았다.

중고령 근로자들의 은퇴유형과 은퇴경로에 대한 국내의 연구도 패널자료의 활용

가능성 증가로 인하여 최근 들어 활발히 진행되고 있다. 먼저 박경숙(2003)은 고

용형태와 소득원별 재정 상태에 따라 고령자들의 노동시장 이탈과정을 4가지로 유

2) 하지만, 이러한 단계적 은퇴, 부분 은퇴, 시간제 은퇴(part-time retirement)라는 용어들은

맥락에 따라 다양하게 적용되고 있다. 예를 들어 부분 은퇴 개념이 단계적 은퇴 대신에 사용

되는 경우도 있으며(Gustman, 1985, Honig, 1985), 럼(Ruhm, 1990)은 ‘주된 일자리 이후의

일자리(post career bridge employment)'와 부분 은퇴를 명확히 구분하고 있다. 하지만 기존

의 연구를 종합해보면, 단계적 은퇴는 주된 일자리에서 이탈하지 않고 근로와 고용상태를 변

화시키는 것을 말한다(Chen and Scott, 2003). 반면 부분 은퇴는 근로시간이나 임금수준이

감소됨과 동시에 자영업으로 이동하거나 또다른 일자리로 이동하는 경우를 말한다(Gustman

and Steinmer, 1986; Scott, 2004). 시간제 은퇴의 경우 미국의 예를 들자면, 주당 근로시간

이 34시간 미만이거나, 연평균 1,600시간 미만이며 낮은 임금을 특징으로 하고 있으나, 반드

시 일자리가 바뀌어야 하는 것은 아니다(Quinn, 1999).

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형화하였다. 먼저 상대적으로 안정된 고용상태를 거친 후 정년제 또는 연금보장제

도에 따라 노동시장에서 은퇴하는 형태로 대체로 정규직 임금근로자의 은퇴 유형

이 이에 속한다. 다음으로 노후연금이나 자산소득을 확보하고 있는 고소득 자영업

종사자의 은퇴 및 자녀로부터 지원이 가능한 상황에서 노동시장을 이탈하는 경우

이다. 마지막으로 개인 자산이나 공적인 연금도 부족하고, 자녀로부터 지원도 받지

못하여 취업과 미취업을 반복하는 경우를 들면서, 이러한 한국의 은퇴과정은 다른

선진 국가들과는 다른 양상을 보임을 역설하였다.

방하남 등(2005)은 한국의 경우 고령층의 경제활동참가율이 높다 하더라도 그

취업형태는 자영업이 높은 비율을 차지하고 임금 취업자도 비정규직 또는 불안정

한 고용형태가 주를 이루고 있다는 점에 주목한다. 이에 기초하여 고령근로자의

노동시장에서의 은퇴양상을 분석한 결과, 우리나라의 은퇴제도는 기업의 강제퇴직

(약 55세), 공적연금의 정년(60세→65세), 그리고 실질적인 은퇴(68세) 연령 간에

간극이 넓고 단절된 특징을 가진다고 보았다. 또한 장지연(2003)은 정규직 임금근

로자의 대안적 은퇴경로로서 임시‧일용직 또는 자영업 창업이 중요한 역할을 하는

지를 분석하였다. 이를 통해 전일제 근로에서 바로 비경제활동 상태로 이동하는

것은 정규직 임금근로자의 경우에만 해당되며, 이들이 근로시간을 줄이는 방식으

로 노동시장에 잔류하는 것은 현실적으로 가능성이 매우 낮음을 보여주었다. 또한

우리나라 노동시장에서 임시‧일용직과 자영업자의 비중이 높기는 하지만 정규직 임

금근로자들이 자신의 주된 일자리에서 퇴직하게 될 때 선택하는 현실적인 대안은

아니라고 보았다. 이러한 주장은 중‧고령자 노동시장이 1차와 2차 임금노동시장과

대부분 영세한 자영업시장이라는 분절적인 삼중구조를 형성하고 있음을 시사하고

있다(장지연, 2007).

Ⅲ. 자료 및 분석모형

1. 분석자료

이미 언급한 바와 같이 본 연구에서 모형분석에 이용한 자료는 KLIPS(1~9차)의

원자료이다. 하지만, 본 연구에서는 분석내용(퇴직과정, 재취업과정)에 따라 분석


대상과 자료의 구성이 다소 차이가 있어 동 자료의 특성과 분석을 위한 구조화 방

법에 대해 간략히 살펴본다. KLIPS는 2010년 현재 1998년부터 2009년까지 총 12

회에 걸쳐 조사가 이루어졌다. 동 조사자료는 크게 가구용과 개인용으로 나뉘며,

개인용은 다시 취업자용, 미취업자용, 신규용 자료로 나뉜다. 특히 유형설문은 지

난 조사시의 일자리와 현재 일자리 지속여부를 토대로 여덟 가지 유형으로 구성되

며, 이렇게 조사된 개인의 일자리 변동과 관련된 정보는 회고적 자료와 결합되어

직업력자료(work history data)를 구성하는 토대가 된다.3) 이러한 직업력자료는

KLIPS만이 가지고 있는 최대의 장점으로 평가받고 있다. 또한 가구용 및 개인용

으로 구성되어 매년 비슷한 내용을 반복 조사하는 본 조사 자료와는 달리 2000년

3차년도 부터는 중요한 쟁점에 대한 심층조사를 위해 부가조사를 실시하고 있다.

이렇게 조사된 내용들은 가구용 자료, 개인용 자료, 신규조사용 자료 및 직업력 자

료의 형태로 가공되어 사용자들에게 제공되고 있다.

1) 생애 주된 일자리로부터의 퇴직과정 분석을 위한 자료의 구조화

본 연구에서는 중고령자들이 현재 종사하고 있거나 과거에 종사한 일자리 중에

서 생애 가장 주된 일자리가 무엇이었는가를 알아보기 위해 6차년도(2003년)에 실

시한 ‘중고령자 부가조사’(이하 부가조사)를 이용한다. 4차년도 부가조사에서도 만

45세 이상의 개인 응답자들 대상으로 ‘건강과 은퇴’라는 주제를 다루었지만, 6차년

도 부가조사에서 중고령자의 노동시장 참여와 은퇴 과정에 집중하여 만 50세(1953

년 4월 30일 이전 출생자) 이상의 개인 응답자들을 대상으로 조사를 실시하였기

때문이다. 특히 이들의 은퇴 여부, 생애 주된 일자리의 특성 및 해당 일자리에서의

퇴직 여부, 만 45세 당시의 일자리 특성 등에 대한 자세한 정보를 담고 있기 때문

에 중고령자들의 생애 주된 일자리 연구에 있어 가장 적합한 자료라 하겠다.

부가조사에 응답한 만 50세 이상의 중고령자는 총 3,530명으로, 이들은 완전은

퇴자 1,171명, 주된 일자리에서 은퇴하였으나 소일거리로 일을 하고 있는 65명, 비

3) 지난 조사시 보유했고 현재에도 지속되는 일자리에 대해서는 임금근로자는 유형①, 비임금근

로자는 유형③의 설문을 받는다. 반면, 지난 조사시 보유했고 현재는 지속되지 않는 일자리에

대해서는 임금근로자는 유형②, 비임금근로자는 유형④의 설문을 받으며, 지난 조사 이후 시

작되었고 현재도 지속되는 일자리에 대해서는 임금근로자는 유형⑤, 비임금근로자는 유형⑦의

설문에 응답하게 된다. 이와는 달리, 지난 조사 이후 시작되었고 현재 조사 이전에 끝난 일자

리에 대해서는 임금근로자는 유형⑥, 비임금근로자는 유형⑧의 설문을 받는다.

82 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

은퇴자 1,530명, 생애 취업경험이 없는 764명으로 구성된다. 본 연구에서는 이들

중 ‘생애 취업경험이 없는 자’를 포함하여 ‘완전 은퇴하였다고 응답하였으나 현재

소득이나 수입을 얻기 위한 취업활동을 하고 있다’고 응답한 경우, 또는 ‘은퇴 후

소일거리를 하면서도 현재 일자리가 주된 일자리라고 응답한 경우’ 등은 분석에서

제외하였다. 그리고 생애 주된 일자리의 시작년도와 종료년도에 대한 정보가 부재

한 케이스를 제외하고 최종적으로 2,620명을 분석표본으로 하였다.

이렇게 선택된 표본은 다시 부가조사 설문의 ‘현재 취업하고 있는 일자리가 __

님의 생애에서 가장 주된(중요한) 일자리입니까?’를 이용하여 (a)생애 주된 일자리

에서 퇴직한 그룹과 (b)현재에도 생애 주된 일자리를 계속하고 있는 그룹으로 나눠

서로 다른 자료 구조화 과정을 거쳤다. 상술하면 먼저 부가조사 당시 (a)생애 주된

일자리에서 퇴직한 사람들은 부가조사에서 조사된 생애 주된 일자리의 산업, 직종,

일자리 시작 및 종료시기, 종사상 지위, 근로시간 형태, 사업체 규모, 주당 근로시

간 및 근로일수, 월평균 소득 또는 임금, 정년제 여부 및 정년, 그리고 퇴직의 자

발성 여부와 관련된 정보를 사용하였다. 이와는 달리 (b)현재 아직 생애 주된 일자

리에 취업 중인 사람들의 경우는 노동패널의 직업력(work history) 자료를 이용하

여 6차년도 당시 주된 일자리이면서 이전 조사 이후에 새로 시작하였거나 이전 조

사의 일자리를 지속하고 있는 경우의 일자리 정보를 이용하였다. 직업력에는 정년

제 여부 및 정년과 관련된 문항을 제외한 앞서 살펴본 정보들이 포함되어 있는데,

해당 일자리에서의 퇴직 여부를 확인하기 위해 9차년도까지 수집된 일자리 정보를

이용하여 최종 관찰시점(9차년도) 당시 또는 이전에 일자리를 종료한 경우에는 퇴

직자로 분류하여 이들의 퇴직 당시의 일자리 정보를 이용하였다. 반면, 최종 관찰

시점까지 일자리를 계속하고 있거나 퇴직 여부를 확인하지 못하고 기타 다양한 사

유로 인해 추적이 중단된 경우는 우측절단된 케이스로 분류하였다.

이러한 과정을 통해 전체 표본 2,620명 중 생애 주된 일자리에서 퇴직한 자는

이미 6차년도 조사 당시에 이미 퇴직한 사람과 직업력 추적을 통해 퇴직자로 확인

된 중고령자를 포함하여 총1,773명이며, 생애 주된 일자리를 지속하는 자는 847명

이다.

2) 생애 주된 일자리 퇴직 이후 재취업과정 분석을 위한 자료의 구조화

다음으로 본 연구에서는 생애 주된 일자리에서 퇴직 후 재취업으로의 이동과정


과 이동경로(임금 대 비임금근로)를 살펴보기 위해 1~9차년도 개인용 자료를 이용

한다. 본 분석에 포함된 표본은 앞의 생애 주된 일자리 재구조화 과정을 통해 퇴

직자로 분류된 1,773명 중에서 첫 조사년도인 1998년 이후에 퇴직한 중고령자로

제한하였다. 표본을 퇴직시기를 고려하여 제한하는 이유는 KLIPS가 가지고 있는

자료의 특성 때문이다. 즉 KLIPS 자료가 모든 개인이 생애기간동안 가지고 있던

모든 일자리에 대한 정보를 포함하고 있기는 하지만 1998년 이전에 종료된 일자리

에 대한 회고적 자료의 경우에는 산업, 직종, 종사상 지위 등의 제한적 정보만을

포함하고 있고 개인적 특성이나 가구특성의 상태나 변화는 알 수 없기 때문이다.

따라서 분석에서는 이러한 정보들을 이용할 수 있는 1차년도 조사 이후 퇴직자

만을 포함하였다. 구체적으로 6차년도 중고령자 부가조사 당시 이미 퇴직한 중고

령자의 경우 이들의 퇴직 시기를 고려하여 1998년 이후 퇴직자만을 추출하였다.

이렇게 추출된 표본은 1~9차년도의 개인용 자료와 가구용 자료를 통합한 자료와

결합시켜 이들이 퇴직 이후 재취업을 했는지 여부와 재취업 시점을 월 단위로 확

인하였다.4) 반면, 6차년도 당시 생애 주된 일자리를 지속하고 있는 중고령자들은

앞에서 기술한 것처럼 직업력 자료를 이용하여 퇴직자만을 추출하고, 6~9차년도

개인용 자료와 가구용 자료를 통합하여 이들이 퇴직 이후 재취업하였는가를 확인

하였다. 이러한 과정을 통해 선택된 각 개인들은 조사 시점에 따라 해당 연도의

개인적 특성과 가구특성 변인들과 결합하여 통합 자료를 구축하였다.

2. 분석모형과 분석변수

본 연구에서는 생애 주된 일자리에서의 근속기간(t)이 지남에 따라 그 일자리로

부터의 이탈(퇴직)이 일어날 위험률(hazard rate)을 패널자료를 이용하여 분석한

다. 동적인 분석을 함에 있어 분석대상 중고령자들의 개인적 혹은 일자리와 관련

된 어떤 요인들이 어느 정도 영향을 미치는가를 분석하고 그 결과를 논의한다.

일반적으로 연속적인 시간 T에서 m개의 사건 중에서 특정 사건 j

(∈…에 의해 사건이 발생할 위험률(hazard rate)은 다음과 같이 나타

4) 여기서 유의해야 할 것은 6차년도 당시 이미 생애 주된 일자리에서 퇴직한 중고령자들의 경

우에는 조사시에 생애 주된 일자리 정보를 기존의 직업력 자료와 일치시키지 않고 별도의 문

항으로 재조사하였기 때문에 부가조사자료에서 조사된 일자리 정보와 개인용 자료에서 조사된

일자리 정보와 완전히 일치하지 않는 경우가 있다. 이러한 사례들은 퇴직 시기를 고려하여 퇴

직년도 또는 그 이후에 새로운 일자리를 얻은 경우 재취업한 것으로 간주한다.

84 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

낼 수 있다.

λ lim→

≤ ≥

또한, 누적 위험률은 전체 위험률의 합으로 아래와 같이 나타낼 수 있다.

Λ

λ μ

1) 기술적 분석: 생애 주된 일자리에서의 퇴직 및 재취업과정에 대한 생존함수

추정

생존분석에서의 중심은 생존함수(survival function) 및 위험함수(hazard

function)의 추정에 있다. 특히 과정의 분포에 대한 특정한 가정을 하고 있지 않

기 때문에, 연구 대상의 과정적 특성을 탐색적으로 살펴보기 위한 유용한 방법으

로 비모수적 추정방법(nonparametric estimation methods)이 많이 이용된다. 본

연구에서는 중고령자들이 생애 주된 일자리에서의 퇴직과 퇴직 후 재취업률이 시

간의 경과에 따라 어떻게 변화하는가를 탐색적으로 살펴보기 위해 카플란-마이어

(Kaplan-Meier, 이하 KM) 추정법을 이용하여 생존함수 및 위험함수를 추정하였

다(Kaplan-Meier, 1958). KM 추정법은 전통적인 생명표법(life table method)에

서처럼 관측 시간 간격에 대한 연구자의 임의적 정의가 필요치 않고 최소 하나의

사건이 발생한 모든 시점에서의 위험률 추정이 가능한 장점을 가지고 있다.

생존함수 의 KM 추정량 는 아래와 같이 정의할 수 있다(Cox

and Oakes, 1984).

≤

여기에서 는 시점 당시 주된 일자리(또는 퇴직 후)에서 퇴직(또는 재취업)하

지 못한 중고령자의 수이고, 는 시점 당시 주된 일자리(또는 퇴직 후)에서 퇴직


(또는 재취업)한 중고령자의 수이다. 동 추정방법을 이용하여 분석대상에 따라 몇

가지 집단으로 구분하여 각각의 추정량을 비교하였다. 먼저 생애 주된 일자리에서

의 퇴직과 관련해서는 일자리와 성별 특성을 고려하여 남성 임금근로자, 여성 임

금근로자, 남성 비임금근로자 및 여성 비임금근로자 집단으로 분류하고 이들 각각

의 생존함수와 위험함수를 추정한다. 다음으로 생애 주된 일자리에서 퇴직한 중고

령자들의 퇴직 후 첫 번째 일자리로의 재취업 분석에 있어서는 재취업 일자리의

특성과 이전 일자리의 특성을 고려하여 이전에 임금근로자 또는 비임금근로자였던

중고령자들이 재취업시 임금근로 또는 비임금근로로 재취업할 경우의 생존함수와

위험함수를 추정한다.5)

2) 분석모형과 분석변수들

(1) 생애 주된 일자리에서의 퇴직률(retirement hazard) 분석

본 연구의 첫 번째 모형분석으로 우리는 중고령자들이 자신의 생애에서 종사하

였던 가장 주된 일자리에서 퇴직을 함에 있어 근속년수가 증가함에 따라 개인과

소속 일자리의 어떠한 특성들이 유의미한 영향을 미치는가를 분석하기 위해 콕스

(Cox)모형을 이용한다. 일반적으로 분석의 대상이 되는 위험률이 특정한 분포를

가지고 있다는 사전 판단이 어려운 경우가 많다. 이처럼 시간 종속적 이행률을 가

정하는 모수모형(parametric model)과는 달리 콕스모형은 이행률에 대한 특정한

가정을 부여하지 않으면서 포함된 각 변인들의 상대적 효과를 분석할 수 있는 장

점을 가지고 있다.

기저위험률(baseline hazard rate)에 대한 가정을 하지 않는 콕스모형의 편우도

(partial likelihood)는 다음과 같이 나타낼 수 있다(Cox, 1972).

∈

′β ′β

5) 이전 일자리의 특성을 고려하는 것은 가히 중요하다 하겠다. 예를 들어, 김학주‧우경숙(2004)

은 한국노동패널을 이용하여 인적자본요인, 노동시장요인, 제도적 요인이 중고령자의 재취업

에 미치는 효과를 분석하였으나, 이전 일자리의 특성을 고려하지 않음으로써 임금근로자와 비

임금근로자 사이에 존재할 수 있는 구조적 차이점을 간과한 한계를 보여주었다.

86 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

여기서, 는 사건 j가 발생하는 시간의 수를 나타내며, 는 그러한 시간의 순

위를 나타낸다. 또한는 가 포함된 시간의 집합을 나타낸다. 또한, 는 이

러한 사건이 발생함에 영향을 주는 변인들을 나타낸다.

본 연구에서의 위험률을 유발하는 사건은 퇴직이기 때문에 개인별로 사건의 개수

는 1개가 된다. 즉, 생애 주된 일자리에서 퇴직할 경우는 1의 값을, 계속 근로를 할

경우에는 0의 값을 갖는다. 퇴직이 발생할 위험률에 영향을 미칠 수 있는 독립변인

들로는 개인의 인적 특성과 관련된 변수와 일자리와 관련된 변수로 대별될 수 있

다. 먼저 개인의 인적 특성과 관련된 것으로, 성(여성=1)과 교육수준(대졸=1) 변수

를 각각 더미(dummy)화하여 모형에 포함시켰다. 다음으로 연령효과를 통제하기 위

해 개인들의 출생시기를 3년 단위로 구분하고 더미변수화하여 모형에 포함하였다.

두 번째 변인군은 생애 주된 일자리에의 취업과 관련된 것으로, 먼저 시기효과

의 분석을 위해 취업시기는 1960대 이전 취업자, 1960~1970년대 취업자,

1980~1990년대 취업자, 그리고 2000년대 이후의 취업자로 구분하고, 이 역시 더

미변수화하여 포함시켰다. 다음으로 현재 종사하고 있거나 종사했었던 산업을 대

분류 수준에서 8개의 산업군으로 분류하고 이들 각각을 더미화하여 포함시켰다.

직종도 이와 동일한 방법으로 변환하였다. 임금 또는 소득변수는 생애 주된 일자

리에서 퇴직한 사람들은 퇴직 당시의 임금 또는 소득이며, 계속 근로자들은 최종

적으로 관찰된 시점에서의 임금 또는 소득으로 측정하고 로그변환하였다. 일자리

의 조직적 특성으로서 근무한 사업체 규모는 소규모(30인미만), 중규모(30~300인

미만), 대규모(300인이상) 사업장으로 분류하고 더미화하여 분석에 이용하였다. 마

지막으로 임금근로자의 경우에는 이전 사업장에서 정년제도가 있었는지 여부를 변

수로 포함하였다.


특성 구분 빈도(%)

(인적 특성)

성별 남성여성

1,4891,131

( 56.8)( 43.2)

교육수준 고졸이하대졸이상

2,327293

( 88.8)( 11.2)

출생시기 1929년 이하1930~1932년1933~1935년1936~1938년1939~1941년1942~1944년1945~1947년1948~1950년1951년 이후

300170184259307293325430352

( 11.5)( 6.5)( 7.0)( 9.9)( 11.7)( 11.2)( 12.4)( 16.4)( 13.4)

(일자리 특성)

취업시기 1960년 이전1960~1979년1980~1999년 2000년 이후

352865

1,050353

( 13.4)( 33.0)( 40.1)( 13.5)

산업 농림·어업·광업제조업건설업

도소매·음식숙박업운수·창고·통신업

금융·보험·부동산·사업서비스업공공서비스업

기타

603466247542132204253173

( 23.0)( 17.8)( 9.4)( 20.7)( 5.0)( 7.8)( 9.7)( 6.6)

직종 고위임직원·관리자전문가·기술공·준전문가

서무종사자서비스·판매종사자

농업·임업·어업근로자기능원·장치기계조작원

단순노무직 근로자기타

120276123596551595350

9

( 4.6)( 10.5)( 4.7)( 22.8)( 21.0)( 22.7)( 13.4)( 0.3)

종사상 지위 상용직임시·일용직

고용주·자영업자무급가족종사자

935374

1,140171

( 35.7)( 14.3)( 43.5)( 6.5)

사업체 규모 소규모중규모대규모

2,159282179

( 82.4)( 10.8)( 6.8)

평균임금(소득)1) 119.8(0~2000)

사업장 정년여부 없음있음

2,095525

( 80.0)( 20.0)

퇴직여부 일자리 지속퇴직

8471,773

( 32.3)( 67.7)

전체 2,620 (100.0)

<표 1> 50세 이상 중고령자들의 인적 특성 및 일자리 특성

주: 1) 평균임금(범위)

88 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

(2) 생애 주된 일자리 퇴직 후 재취업률(reemployment hazard) 분석

이행률(transition rate) 모형과 관련된 많은 연구에서 위험률의 경과기간

(duration)에 따른 분포 h(t)에 대한 사전적 판단이 어려운 경우가 많다. 이러한

경우 경과기간을 최소한의 단위로 분할하여 분할된 기간(예: 1달) 동안에는 위험률

이 일정하다는 가정을 하면서 이행률을 분석할 수 있는 유용한 모형이 동일구간

지수모형(Piecewise-constant Exponential Model)이다. 여기에서 기본적인 분석

전략은 시간 축을 특정 기간의 단위(time period)로 나누고, 이행률이 각각의 기간

내에서는 일정하고 기간들 간에는 변화할 수 있다고 가정하는 것이다. 즉, 분할점

(breakpoint)을 0=τ1<τ2<…<τ=∞으로 기간간격을 정의하고, j번째 사건유형에

대한 기저위험률이 단위 기간 내에서 일정한 값을 갖는 하나의 계단함수(step

function)라고 가정하는 것으로 이를 표현하면 아래와 같다(Blossfeld, Golsch,

and Rohwer, 2007).

λ α ′β , 단, ∈〔ττ

이처럼 사건 j에 의해 발생한 조건부 확률은 다음과 같이 얻을 수 있으며, 이는

다항로짓모형과 같으며 이를 함수로 표현하면 다음과 같다.

π

α ′β

α ′β

본 연구의 두 번째 모형은 생애 주된 일자리에서 퇴직한 중고령자들의 재취업률

을 분석하는 것으로 재취업률뿐만 아니라 재취업이 일어난 경로, 즉 임금근로 대

비임금근로로의 재취업을 ‘경쟁적 위험(competing risk)’ 생존모형을 이용하여 분

석하였다. 따라서 두 번째 모형에서 발생 사건은 두 가지로 임금근로로의 재취업

(1), 비임금근로로의 재취업(2), 그리고 미취업상태가 계속되는 경우(0)이다.

경로별 재취업률에 영향을 주는 요인으로는 개인의 인적 특성, 가구특성 그리고

이전 일자리의 특성을 고려한다. 개인적 특성의 경우 앞서 살펴본 콕스모형과 마

찬가지로 성별은 남성과 여성으로, 교육수준은 중졸이하, 고졸, 대졸이상으로 더미


특성 구분 빈도(%)

개인적 특성 성별 남성 434 52.5

여성 393 47.5

교육수준 중졸이하 549 66.4

고졸 188 22.7

대졸이상 90 10.9

출생시기 1934년 이하 98 11.9

1935~939년 145 17.5

1940~1944년 201 24.3

1945~1949년 216 26.1

1950년 이상 167 20.2

가구특성 주택보유여부 미보유 195 23.6

보유 632 76.4

부채규모1) 13.5 [0~250)

이전 일자리 특성 근속기간 5년미만 233 28.2

5~10년미만 142 17.2

10년이상 452 54.7

일자리유형 임금근로 483 58.4

비임금근로 344 41.6

월평균소득(임금)1) 119.9 (0~2,000)

화하여 분석한다. 출생 시기는 표본 규모를 고려하여 5년 단위로(1934년 이전출생,

1935~1939년 출생, 1940~1944년 출생, 1945~1949년 출생, 1950년 이후 출생)

구분한다. 다음으로 가구특성과 관련된 변인으로 가구의 부동 자산정도를 나타내

는 대리변인으로 주택소유 여부를 고려하였다. 가구소득은 경상소득 중에서 중고

령자가 재취업할 경우 내생성이 강한 근로소득이나 사업소득을 제외한 재산소득만

을 포함하고, 근로를 통한 소득창출 필요성과 연관성이 높은 가구 내 부채정도를

포함하되, 양자 모두 로그 변환하여 분석에 이용한다. 마지막으로 이전 일자리의

특성과 관련해서는 이전 일자리에서 일한 근속년수를 5년 미만, 5~10년 미만, 10

년 이상으로 구분하여, 일자리 유형이 임금근로였는지 비임금근로였는지로 구분하

고 모두 더미화하여 분석한다. 또한 이전 일자리에서의 임금 또는 소득 역시 로그

변환하여 변수로 포함한다(<표 2> 참조).

<표 2> 생애 주된 일자리 퇴직자의 재취업 분석에 이용된 변인들의 특성

주: 1) 부채규모와 월평균소득(임금)과 관련된 사항은 평균(범위)을 나타냄.

90 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

<Kaplan-Meier Survival estimates> <Smoothed Hazard estimates>

남성

임금

여성

임금

남성

비임금

여성

비임금

Ⅳ. 분석결과

1. 생애 주된 일자리로부터의 퇴직

1) 생애 주된 일자리로부터의 퇴직률: KM 추정

<그림 1>은 중고령자들의 생애 주된 일자리로부터의 퇴직과정(즉 근속생존률)과

취업상태에서 퇴직으로의 위험률을 KM 비모수모형으로 추정한 결과이다. 추정결

과는 남성-여성과 임금-비임금 근로의 구분을 통해 네 개의 그룹별로 제시되어

있다.

단위시간을 ‘월’로 하여 생존률을 추정한 결과를 보면 예상대로 임금근로에 비해

비임금근로자의 퇴직과정이 완만하게 이루어지고 있으며 근속기간에 있어서 남성

과 여성의 차이는 임금근로자 가운데서만 크게 나타나고 있는데 여성보다는 남성

의 생존확률이 큰 폭으로 높은 것을 볼 수 있다. 특히 여성들의 경우 초기의 위험

률이 높아 생존률도 근속 10년까지 급속하게 떨어지는 것을 볼 수 있다.

[그림 1] 생애 주된 일자리로부터의 퇴직에 대한 생존함수 및 위험률함수 추정결과


2) 생애 주된 일자리에서의 퇴직률 모형분석

기술적 분석을 통해 살펴본 중고령자들의 퇴직률은 개인적 특성과 해당 일자리

의 산업과 직종의 특성에 따라 상당한 차이를 보이고 있다. 이에 중고령자들이 생

애 주된 일자리에서 퇴직함에 있어 각 특성들이 어떠한 영향을 미치는가를 살펴보

기 위해 콕스의 위험률(Cox's hazard rate)분석을 실시한다. 모형분석은 일자리

형태에 따라 집단을 분류하고 각 집단별로 개인적 특성만을 포함한 모형(모형Ⅰ,

모형Ⅲ)과 일자리 특성을 함께 고려한 모형(모형Ⅱ와 모형Ⅳ)을 각각 분석하였다.

퇴직자 전체를 대상으로 이들이 각각의 일자리 형태에 따라 해당 일자리의 퇴직

률에 영향을 미치는 요인들을 살펴보면 <표 3>과 같다. 먼저 임금근로자의 경우,

개인적 특성만을 고려했을 때(모형Ⅰ), 남성보다는 여성의 퇴직률이 높으며, 대졸

자들이 고졸 미만자보다 좀 더 생애 주된 일자리에 오래 머무르는 것으로 나타났

다. 또한 앞서 확인된 바와 같이 임금근로자들의 퇴직률에 있어서 출생년도가 빠

를수록 해당 일자리에서 퇴직할 가능성이 높으며, 최근에 생애 주된 일자리에 취

업한 경우 퇴직률은 낮은 것으로 나타난다. 다음으로 생애 주된 일자리의 특성을

함께 고려할 경우(모형Ⅱ), 개인적 특성에서 성별, 출생년도나 취업시기의 효과는

앞의 결과와 동일하지만 교육효과는 사라지는 것으로 나타난다. 이는 생애 주된

일자리에서의 퇴직에 미치는 교육수준의 효과는 개인들의 일자리 선택 혹은 배치

효과를 매개로 이루어질 가능성을 시사하고 있다. 또한 소득이 높은 경우, 대기업

에서 일할 경우, 정년제도를 통해 정년이 보장된 경우, 상용직에 근무한 경우 등

보다 안정된 일자리에서 근무할 경우 생애 주된 일자리에 보다 오래 머무는 것으

로 나타났다. 산업별로는 공공서비스업에 비해 제조업과 도소매·음식·숙박업에

종사한 중고령자들의 퇴직확률이 상대적으로 높은 것으로 나타났다. 또한, 직종별

로는 사무직 종사자에 비해 농림어업직, 기능원·장치기계조작직, 단순노무직에 종

사하는 근로자의 경우 좀 더 오래 생애 주된 일자리에 머무를 확률이 높았다.

다음으로 비임금근로자의 분석결과를 살펴보면 <표 3>의 오른 쪽 두 개 열에 제

시된 결과와 같다. 우선 개인적 특성만 고려할 경우(모형Ⅲ), 개인적 특성이 미치

는 효과는 임금근로자의 경우와 유사하게 나타난다. 그러나 교육수준의 효과에 있

어서는, 임금근로자의 경우와는 반대로, 대졸자의 경우 고졸 이하에 비해 비임금근

로자에서 퇴직할 확률이 더 높은 것으로 나타났다. 또한, 일자리 특성을 고려할 경

우(모형Ⅳ), 임금근로자의 경우와는 다르게, 성별에 따른 효과는 유의미하지 않게

92 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

임금근로자 비임금근로자

모형Ⅰ 모형Ⅱ 모형Ⅲ 모형Ⅳ

성별(여성=1) 0.57 (0.07) *** 0.29 (0.08) *** 0.17 (0.07) ** 0.05 (0.08)

교육수준(대졸=1) -0.24 (0.09) *** 0.09 (0.12) 0.54 (0.15) *** 0.30 (0.17) *

출생년도(기준=1950년이후 출생)

출생년도1(1929년 이하)

1.21 (0.16) *** 0.80 (0.18) *** 0.82 (0.16) *** 0.76 (0.17) ***

출생년도2 (1930~1932년)

1.08 (0.16) *** 0.80 (0.17) *** 0.43 (0.18) ** 0.45 (0.18) **

출생년도3(1933~1932년)

1.07 (0.16) *** 0.75 (0.17) *** 0.31 (0.18) * 0.31 (0.18) *

출생년도4(1936~1938년)

0.92 (0.14) *** 0.78 (0.14) *** 0.31 (0.17) * 0.41 (0.17) **

출생년도5(1939~19341)

0.76 (0.13) *** 0.55 (0.14) *** 0.15 (0.17) 0.18 (0.17)

출생년도6(1942~1944년)

0.67 (0.14) *** 0.58 (0.14) *** -0.15 (0.17) -0.02 (0.17)

출생년도7(1945~1947년)

0.58 (0.14) *** 0.51 (0.14) *** -0.07 (0.17) 0.03 (0.17)

출생년도8(1948~1950년)

0.36 (0.13) *** 0.33 (0.13) ** -0.19 (0.17) -0.15 (0.17)

취업시기(기준=200년 이후 취업자)

취업시기1(1960년 이전)

-3.72 (0.20) *** -4.12 (0.21) *** -4.75 (0.24) *** -4.40 (0.26) ***

취업시기2(1960~1979년)

-2.87 (0.14) *** -3.12 (0.15) *** -3.50 (0.21) *** -3.41 (0.22) ***

취업시기3(1980~1999년)

-1.60 (0.12) *** -1.72 (0.12) *** -1.95 (0.19) *** -2.14 (0.20) ***

산업

산업1(농림‧어업‧광업)

- -0.21 (0.20) - 0.01 (0.48)

산업2(제조업)

- 0.38 (0.13) *** - -0.06 (0.22)

산업3(건설업)

- 0.08 (0.16) - 0.19 (0.26)

산업4 - 0.59 (0.15) *** (ref)

변하였다. 아울러 임금근로자와는 달리 유의미한 산업효과는 발견되고 있지 않는

가운데, 직종별로는 농림어업직의 경우 다른 직종에 비해 상당히 오래 자영업에

머무는 것으로 추정되고 있다. 비임금근로의 경우에도 소득의-효과는 유의미하게

나타나고 있다. 즉 자영업 소득이 높을수록 퇴직률은 감소하는 것으로 나타났다.

<표 3> 생애 주된 일자리에서의 퇴직률(Cox's Hazard Rate) 분석결과(취업자 전체)


(도소매‧음식숙박업)

산업5(운수‧창고‧통신업)

- 0.25 (0.15) - -0.15 (0.32)

산업6(금융‧보험‧부동산‧사업서비스업)

- 0.22 (0.14) - -0.16 (0.30)

산업7(공공서비스업) (ref) - -0.09 (0.56)

산업8(기타=1) - -0.04 (0.16) - -0.14 (0.18)

직종

직종1(고위임직원‧관리자)

- -0.05 (0.19) - 0.44 (0.25) *

직종2(전문가‧기술공‧준전문가)

- -0.18 (0.15) - -0.14 (0.27)

직종3(사무종사자)

(ref) - 0.14 (0.33)

직종4(서비스‧판매종사자)

- -0.13 (0.16) (ref)

직종5(농업‧임업‧어업근로자)

- -1.08 (0.30) *** - -1.33 (0.48) ***

직종6(기능원‧장치기계조작원)

- -0.27 (0.14) ** - -0.24 (0.22)

직종7(단순노무직근로자)

- -0.28 (0.14) ** - -0.34 (0.33)

직종8(기타)

- -0.73 (0.37) *** - -

임금 또는 소득(log) - -0.51 (0.04) *** - -0.09 (0.01) ***

사업체 규모(기준=300인 이상)

소규모(30인미만) - 0.15 (0.11) - -

중규모(30~300인미만)

- 0.29 (0.11) *** - -

사업장의 정년제여부(유)

- -0.17 (0.09) *** - -

일자리형태(상용직=1)

- -0.39 (0.10) *** - -

N(표본수) 1,309 1,309 1,311 1,311

Event(퇴직 사건수) 999 999 774 774

LR(d‧f) 669.5(13) 939.9(32) 519.2(13) 715.9(25)

*p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01

주: 제시된 값은 표준화계수이며, 해당 계수 값의 유의도는 비표준화계수에 대한 것임

94 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

하지만, 임금근로자의 경우에는 이전 일자리의 고용형태에 따라 퇴직률에 있어

서 큰 차이를 보일 수 있다. 따라서 다음 분석에서는 분석대상을 임금근로의 경우

로 한정하여 이전 일자리가 상용직이었는지 아니면 임시‧일용직이었는지를 구분하

고 각 집단별로 퇴직률을 분석하였다. 그 결과는 <표 4>에 제시되어 있다. 먼저,

상용직 임금근로자의 경우에 개인적 특성만을 고려했을 때(모형Ⅴ), 여성이 남성보

다, 그리고 교육수준이 낮을수록 생애 주된 일자리에서 퇴직할 확률이 높은 것으

로 나타났다. 출생코호트와 취업시기에 따른 효과는 앞에서 임금근로자 전체를 대

상으로 했을 경우와 동일하게 나타났다. 반면 일자리 특성을 고려할 경우(모형Ⅵ)

에는 산업효과가 좀 더 강하게 나타났으며, 무엇보다 기업의 규모에 따른 생애 주

된 일자리의 안정효과가 컸다. 즉 영세기업(<30)이나 중소기업(30-299)에 비해 대

기업의 경우 퇴직률이 유의미하게 낮게, 즉 지속기간이 길게 나타나고 있다.

반면, 임시·일용직 근로자의 경우에는 이러한 일자리 특성의 효과가 상용직과

는 다르게 영향을 미치는 것으로 나타났다(모형Ⅷ). 산업별로 봤을 때, 상용직 근

로자와는 달리 임시‧일용직 근로자의 경우에는 도소매‧음식숙박업과 운수‧창고‧통신

업을 제외한 대부분의 산업에서 공공서비스업에 비해 좀 더 오랜 시간 동안 노동

시장에 머무는 것으로 나타났다. 또한, 상용직 근로자와는 달리 사업체 규모의 효

과는 크지 않는 것으로 분석되었다. 결국, 임금근로자의 경우에는 보다 안정된 일

자리에서 근무할수록 노동시장에서 좀 더 오랜 기간 동안 머무를 확률이 높은 것

을 볼 수 있다.


상용직 임금근로자 임시‧일용직 임금근로자

모형Ⅴ 모형Ⅵ 모형Ⅶ 모형Ⅷ

성별(여성=1) 0.64 (0.09) *** 0.28 (0.10) *** 0.70 (0.13) *** 0.46 (0.19) **

교육수준(대졸=1) -0.40 (0.10) *** 0.13 (0.12) 0.04 (0.46) -0.32 (0.58)

출생년도(기준=1950년이후 출생)

출생년도1

(1929년 이하)1.53 (0.19) *** 0.94 (0.21) *** 0.73 (0.32) ** 0.38 (0.36)

출생년도2

(1930~1932년)1.37 (0.19) *** 0.78 (0.21) *** 0.75 (0.31) ** 0.78 (0.32) **

출생년도3

(1933~1932년)1.34 (0.19) *** 0.71 (0.2) *** 0.56 (0.33) * 0.95 (0.36) ***

출생년도4

(1936~1938년)1.07 (0.16) *** 0.77 (0.17) *** 0.42 (0.29) 0.52 (0.30) *

출생년도5

(1939~1941년)0.87 (0.16) *** 0.59 (0.16) *** 0.50 (0.27) * 0.47 (0.28) *

출생년도6

(1942~1944년)0.89 (0.16) *** 0.65 (0.16) *** -0.01 (0.3) 0.16 (0.3)

출생년도7

(1945~1947년)0.68 (0.16) *** 0.52 (0.16) *** 0.30 (0.28) 0.46 (0.29)

출생년도8

(1948년 이상)0.37 (0.15) ** 0.29 (0.16) * 0.27 (0.26) 0.36 (0.27)

취업시기(기준=200년 이후 취업자)

취업시기1

(1960년 이전)-3.76 (0.25) *** -4.14 (0.27) *** -4.41 (0.44) *** -4.29 (0.45) ***

취업시기2

(1960~1979년)-2.75 (0.18) *** -2.96 (0.20) *** -3.40 (0.28) *** -3.36 (0.29) ***

취업시기3

(1980~1999년)-1.59 (0.16) *** -1.64 (0.17) *** -1.65 (0.2) *** -1.62 (0.21) ***

산업(기준=공공서비스업)

산업1

(농림‧어업‧광업)- 0.24 (0.25) - -1.43 (0.37) ***

산업2

(제조업)- 0.59 (0.14) *** - -0.72 (0.33) **

산업3

(건설업)- 0.68 (0.2) *** - -1.11 (0.30) ***

산업4

(도소매‧음식숙박업)- 0.77 (0.17) *** - -0.32 (0.38)

산업5

(운수‧창고‧통신업)- 0.41 (0.16) ** - -0.73 (0.61)

<표 4> 생애 주된 일자리에서의 퇴직률에 대한 Cox's Hazard Rate(임금근로자)

96 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

산업6(금융‧보험‧부동산‧사업서비스업)

- 0.48 (0.16) *** - -0.81 (0.34) **

산업8

(기타=1)- -0.03 (0.20) - -0.80 (0.32) **

직종(기준=사무종사자)직종1

(고위임직원‧관리자)- -0.10 (0.20) - 0.90 (0.83)

직종2(전문가‧기술공‧준전문가)

- -0.22 (0.15) - -0.91 (0.63)

직종4

(서비스‧판매종사자)- -0.10 (0.17) - -0.88 (0.63)

직종5

(농업‧임업‧어업근로자)- -0.07 (0.49) - -1.30 (0.65) **

직종6(기능원‧장치기계

조작원)- -0.31 (0.15) ** - -0.76 (0.54)

직종7

(단순노무직근로자)- -0.34 (0.16) ** - -0.70 (0.53)

직종8

(기타)- -0.88 (0.39) ** - -

소득(log) - -0.55 (0.04) *** - -0.28 (0.10) ***

사업체 규모(기준=300인 이상)

소규모

(30인미만)- 0.23 (0.11) ** - -0.05 (0.36)

중규모

(30~300인미만)- 0.37 (0.12) *** - 0.16 (0.41)

사업장의

정년제여부(유=1)- -0.18 (0.09) * - -0.70 (0.29) **

N(표본수) 935 935 374 374

Event(퇴직 사건수) 731 731 268 268

LR(d‧f) 465.8(13) 711.0(31) 237.8(13) 286.3(30)

*p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01

주: 제시된 값은 표준화계수이며, 해당 계수 값의 유의도는 비표준화계수에 대한 것임

2. 생애 주된 일자리에서 퇴직 후 재취업과정의 분석

앞의 절에서는 중고령자들이 종사했었던 생애 주된 일자리의 특성과 그에 따른

일자리에서의 퇴직률에 대해 살펴보았다. 본 절에서는 생애 주된 일자리에서 퇴직

한 중고령자들이 이후 새로운 일자리를 얻게 됨에 있어서 개인적 특성, 가구 특성



이전일자리 임금 이전일자리 비임금

[그림 2] 생애 주된 일자리 퇴직 후 첫 재취업에 대한

생존함수 및 위험률함수 추정결과

및 이전 일자리의 특성이 미치는 효과에 대한 모형분석을 시행하고 그 결과를 논

의한다.

1) 생애 주된 일자리 퇴직 후 재취업률: KM 추정

[그림 2]은 생애 주된 일자리 퇴직 후 첫 재취업까지 소요된 기간에 대한 KM

비모수모형추정 결과를 생존함수와 위험률(재취업률)로 보여준다. 추정결과에 따르

면 퇴직 후 40개월까지는 이전 일자리가 임금근로자였던 사람들의 위험률(재취업

률)이 비임금근로자였던 사람들의 위험률보다 월등히 높은 것으로 나타난다. 두 경

우 모두 재취업률이 18개월(임금)에서 20개월(비임금)까지는 급히 올라갔다가 그

이후에는 다시 급격히 감소하는 것을 볼 수 있다. 특히 임금근로자들의 경우는 처

음 18개월까지의 상승과 그 이후의 하락이 급박하여 재취업을 할 경우 대부분 1년

이후 2년 이내에 재취업이 이루어지는 것으로 판단된다.

본 연구에서는 퇴직 후 재취업 여부뿐만 아니라 재취업경로(임금근로 대 자영업

으로의 취업)를 배타적 선택으로 보고 재취업률을 분석하려고 한다. 따라서 [그림

3]과 [그림 4]에서는 취업경로를 임금근로와 비임금근로로 나누어 추정된 재취업률

과 생존률을 보여준다. 예상한대로 임금근로 일자리로의 재취업은 이전 일자리가

자영업이었던 사람들보다는 임금근로자였던 사람들이 더 많이 더 빠르게 이루어지

98 한국사회학 제45집 1호 (2011년)





고, 반대로 비임금 자영업으로의 재취업은 이전 일자리가 임금근로보다는 자영업

에 취업되어 있던 사람들의 경우에 더 많이 더 빠르게 이루어지고 있는 것을 확인

할 수 있다.

[그림 3] 생애 주된 일자리 퇴직 후 첫 번째 임금근로 일자리로의

재취업에 대한 생존함수 및 위험률함수 추정결과

[그림 4] 생애 주된 일자리 퇴직 후 첫 번째 자영업 일자리로의

재취업에 대한 생존함수 및 위험률함수 추정결과

개인의 인적 특성, 가구특성 및 이전 일자리의 특성에 따른 재취업률의 차이를

분석한 결과가 <표 5>에 제시되어 있다. 먼저 개인적 특성에 따른 차이를 살펴보

면, 여성에 비해 남성이 새로운 일자리를 얻는 비율이 좀 더 높게 나타난다. 교육


구분 미취업 재취업 소계

개인적 특성 성별

9.35*** 남성 55.8 44.2 100.0 (434)

여성 66.2 33.8 100.0 (393)

교육수준

6.68** 중졸이하 62.8 37.2 100.0 (549) 고졸 52.7 47.3 100.0 (188) 대졸이상 64.4 35.6 100.0 (9 0)출생시기

57.60***

1934년 이하 83.7 16.3 100.0 (98) 1935~939년 73.8 26.2 100.0 (145) 1940~1944년 62.7 37.3 100.0 (201) 1945~1949년 52.3 47.7 100.0 (216) 1950년 이상 44.3 55.7 100.0 (167)

가구특성 주택보유여부 3.64*** 미보유 54.9 45.1 100.0 (195)

보유 62.5 37.5 100.0 (632)

이전 일자리 근속년수

16.2***특성 5년미만 49.8 50.2 100.0 (233) 5~10년미만 64.8 35.2 100.0 (142) 10년이상 65.0 35.0 100.0 (452)

일자리 유형 20.3*** 임금근로자 54.2 45.8 100.0 (483)

비임금근로자 69.8 30.2 100.0 (344)전체 60.7 39.3 100.0 (827)

수준별로도 대졸자보다는 고졸 이하의 학력을 가진 사람들이 재취업률이 상대적으

로 높았다. 출생시기별로는 연령이 높을수록 재취업률은 낮게 나타나고 있다. 그렇

다면 개인의 자산정도 및 이전 일자리의 특성에 따라 어떻게 차이가 나는가? 본

연구에서는 자료에서 확보 가능한 주택소유 유무를 자산의 대리변수로 사용하여

분석모형에 포함하였다. 분석결과 주택소유자가 비소유자보다 재취업률이 낮은 것

으로 나타나지만 유의미하게 큰 차이는 보이지 않았다. 이전 일자리의 특성에 따

라서도 재취업률은 차이를 보이는데 생애 주된 일자리에서 5년 미만으로 근무한

경우 재취업률은 50%정도로 나타나 생애 주된 일자리에서 짧게 일하고 퇴직 한

경우 재취업률이 월등하게 높게 나타나고 있는데 이는 단기간의 취업을 반복하는

취업불안정 계층일 가능성이 높다고 판단된다. 마지막으로 취업의 특성상 비임금

근로자보다는 임금근로자였던 퇴직자가 재취업률이 높은 것으로 분석되었다.

<표 5> 생애 주된 일자리 퇴직자들의 특성별 재취업 여부

*p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01

100 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

2) 생애 주된 일자리 퇴직자들의 재취업률과 경로분석 결과

앞의 기술적 분석에 바탕하여 생애 주된 일자리에서 퇴직한 중고령자들을 대상

으로 은퇴 이전 가교일자리(bridge job)로의 재취업 여부와 경로선택(임금근로 대

비임금근로)을 동일 구간 지수모형을 추정한 결과는 <표 6>에 제시된 바와 같다.

본 분석결과는 생애 주된 일자리에서 퇴직 한 이후 재취업을 하기까지 소요되는

기간을 전이율(transition rate)로 추정한 것이며 특별히 재취업이 일어날 수 있는

경로를 임금근로와 비임금근로로의 재취업이라는 두 개의 배타적인(competing) 경

로로 규정하고 추정모형을 이에 적절한 ‘경쟁적 위험' 모형으로 설정하고 추정한

결과이다. 특히 본 분석모형에서는 앞의 KM 모형분석결과 얻어진 위험률의 기간

분포를 참조하여 기간분할(piecewise)을 0-12개월 미만, 12-24개월 미만, 24개월

이상으로 설정하였다. 분석결과 퇴직 중고령자의 임금근로자 또는 비임금근로자로

의 재취업은 대체적으로 퇴직 후 1~2년 사이에 이루어질 확률이 그 이전이나 그

이후보다 높은 것으로 추정되고 있다.

생애 주된 일자리 퇴직 후 두 가지 배타적 경로로의 재취업률을 모형분석한 결

과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 비임금근로보다는 임금근로로의 재취업 확률에 대한 결정요인들의 효과추

정결과는 모형I(단순모형), 모형Ⅲ(확대모형)에 제시되어 있다. 분석결과, 먼저 개

인적 특성만을 고려할 경우(모형I), 임금근로자로 재취업할 확률에는, 교육수준과

연령의 효과가 대체적으로 유의미하게 추정되고 있다. 즉, 대졸이상의 학력자보다

는 고졸이하의 학력을 가진 저학력 중고령자들이 재취업할 확률이 상대적으로 높

으며, 연령은 낮을수록 재취업 확률이 높게 나타났다. 반면, 비임금근로자로 재취

업할 경우(모형Ⅱ)에도 연령이 낮을수록 재취업확률이 높아지지만, 학력은 유의미

한 효과를 주지 못하는 것으로 분석되었다. 다음으로 가구특성과 이전 일자리의

특성을 고려할 경우(모형Ⅲ)에는, 임금근로자로 재취업함에 있어서, 대졸자와 고졸

자간에는 유의미한 차이를 보이지 않는 반면, 중졸이하의 학력을 가진 경우 재취

업률이 상대적으로 높은 것으로 나타났다. 한편 퇴직 후 가용한 자산의 정도를 나

타내는 주택소유나 금융소득 소유여부는 예상한 대로 재취업률에 마이너스(-) 효

과를 미치고 있으나 통계적 유의성은 없는 것으로 추정되고 있다. 그러나 가구의

부채보유는 재취업률에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나 ‘준비 안 된’ 퇴직

자들이 경제적 사정에 의해 어쩔 수 없이 재취업을 하게 된 경우가 많은 것을 확


인해 주고 있다.

둘째, 임금근로보다는 비임금자영업으로의 재취업 확률에 대한 결정요인들의 효

과추정결과는 모형Ⅱ(단순모형), 모형IV(확대모형)에 제시되어 있다. 분석결과, 비

임금근로자로 재취업 경로에 있어서는(모형Ⅳ) 교육은 유의미한 효과를 가지지 못

하는 반면, 이전 일자리에서 비임금근로를 한 경우 비임금근로로 재취업할 확률이

증가하는 것으로 추정된다. 즉 임금근로의 주 경력이 있을 경우 임금근로로, 비임

금로의 주 경력이 있을 경우 비임금근로로 재취업을 하는 경향이 강한 것으로 나

타나고 있다. 이러한 분석결과는 기존에 논의되는 점진적 퇴직모형(즉 임금근로 퇴

직 후 자영업으로 재취업)과는 거리가 있는 것으로 장지연·신현구(2008)의 연구

결과를 지지하고 있다. 중고령 근로자들의 재취업경로에는 두 부문(임금-비임금)

간 단절효과가 존재하고 있는 것으로 추정되는데 이는 두 부문 간에 존재하는 진

입장벽의 효과일 수도 있고 경험과 기술 등 인적자원의 차이로 인한 이동의 제한

효과일 수도 있어서 이를 규명하기 위한 추가적인 분석이 필요한 부분이다.

본 분석결과와 관련하여 특히 주목할 것은 임금, 비임근근로로의 재취업 모두의

경우에, 시장의 유인요인(pull factor)인, 과거 주된 일자리에서의 임금이나 소득수

준의 효과는 작고 유의미하지 않은 반면, 가구단위의 유출요인(push factor)인 가

구의 부채는 재취업할 확률에 상당히 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타나고 있

다는 것이다. 이는 우리나라 중고령자들의 경우, 노후소득에 대한 사회적 보장기재

들이 미비한 가운데, 경제적 유출요인(즉 가계부채)이 정년퇴직 후 재취업의 강한

결정요인인 것을 시사해 주고 있다. 한편, 대체효과를 가질 수 있는 가구의 금융소

득은 자영업으로의 재취업의 경우에도 예상대로 재취업 저해효과(-)가 있으나 유

의미하게 추정되지는 않았다.

102 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

단순모형 확대모형

모형I(임금근로)모형II

(비임금근로)

모형III

(임금근로)

모형IV

(비임금근로)

실업기간

(12개월이하=1)-6.22 (0.40) *** -6.21 (0.51) ***-5.83 (0.48) *** -6.96 (0.65) ***

실업기간

(24개월이하=1)-5.66 (0.40) *** -5.60 (0.51) *** -5.21 (0.48) *** -6.31 (0.64) ***

실업기간

(24개월이상=1)-7.22 (0.41) *** -6.81 (0.52) ***-6.70 (0.49) *** -7.49 (0.65) ***

성별 -0.48 (0.14) *** -0.38 (0.23) -0.58 (0.15) *** -0.47 (0.24) *

교육수준(기준=대졸이상)

교육수준1

(중졸이하=1)0.57 (0.25) ** -0.22 (0.33) ** 0.55 (0.26) ** -0.18 (0.34)

교육수준2

(고졸=1)0.46 (0.26) * -0.24 (0.35) 0.40 (0.27) -0.28 (0.36)

출생시기(기준=1950년이후)

출생시기1

(1934년이전)0.85 (0.37) ** 0.21 (0.53) 0.54 (0.37) 0.30 (0.54)

출생시기2

(1935~1939년)1.21 (0.35) *** 0.93 (0.46) ** 0.85 (0.35) ** 0.99 (0.47) **

출생시기2

(1940~1944년)1.91 (0.34) *** 1.24 (0.46) *** 1.51 (0.34) *** 1.16 (0.48) ***

출생시기2

(1945~1949년)1.93 (0.34) *** 1.47 (0.46) *** 1.53 (0.35) *** 1.26 (0.48) ***

주택보유여부

(보유=1)- - -0.21 (0.15) -0.10 (0.26)

금융소득여부

(소득유=1)- - -0.05 (0.05) -0.11 (0.07)

부채여부

(보유=1)- - 0.11 (0.04) *** 0.22 (0.06) ***

근속연수(기준=10년이상)

근속년수1

(5년미만=1)- - 0.57 (0.15) *** 0.03 (0.28)

근속년수2

(5~9년=1)- - 0.09 (0.20) 0.13 (0.3)

일자리형태

(비임금=1)- - -0.81 (0.17) *** 0.88 (0.23) ***

임금 또는 소득(log) - - 0.03 (0.05) 0.05 (0.05)

분석표본수(N) 827 827 `827 827

사건수(event) 238 87 238 87

Wald chi2(d.f) 4521.0(10)*** 2581.0(10)*** 4293.0(17)*** 2440.4(17)***

<표 6> 생애 주된 일자리 퇴직자의 유형별 재취업률 분석(competing risk model)

*p<0.1 **p<0.05 ***p<0.01


Ⅴ. 요약 및 결론

본 연구에서 우리는 KLIPS의 생애근로이력(work life history) 자료를 이용하여

우리나라 50세 이상 중고령자들의 (a)생애 주된 일자리로부터의 퇴직과 (b)퇴직 이

후 재취업 확률과 경로에 대한 모형분석을 수행하고 그 결과를 논하였다. 기존의

연구들이 전자 혹은 후자 둘 중의 하나의 과정에 대한 분석으로 제한되어 있었는

데 반해 본 연구는 동일한 표본자료를 이용하여 두 개의 연결된 과정을 동학적으

로 연계하여 분석하였다는 데에 의의가 있다고 본다.

먼저 본 연구에서는 생애 주된 일자리에서의 퇴직률(근속기간) 분석을 임금근로

자와 비임금근로자로 구분하여 콕스모형을 이용하여 분석하였다. 분석결과, 임금근

로자의 경우, 여성보다는 남성 취업자가 근속기간이 상대적으로 더 길고(즉, 퇴직

속도가 느리고), 저학력자보다는 고학력자가 근속기간이 긴 것으로 추정되었으나,

이러한 학력의 효과는 종사한 산업, 직종, 규모 등 일자리의 특징을 통제할 경우

무의미하게 변하여, 간접적인 배치(allocation)효과가 큰 것으로 나타났다. 즉 고등

교육을 받은 사람일수록 오래 근속할 수 있는 안정된 양질의 일자리로 배치될 확

률이 높아 그로 인해 고등교육을 받은 사람들의 근속기간이 길게 되고 퇴직은 늦

게 하게 되는 것을 패널자료 분석을 이용하여 확인할 수 있었다.

임금근로자의 경우, 일자리의 특성과 관련하여 가장 두드러진 효과는, 고용형태

상 상용직 여부와 기업의 규모에 따른 차이이다. 추정결과에 따르면, 대규모 사업

장에 비해, 중소규모 사업장에 근무한 경우 근속기간이 유의하게 짧고, 퇴직확률이

높은 것으로 나타났다. 임시일용직에 비해 상용직의 경우 근속기간이 상당히 긴

것으로 추정된 결과는 고용안정과 관련하여 기업 내부노동시장(internal labor

market)의 강한 효과를 간접적으로 시사해 주고 있다고 판단된다. 한편 기업의 규

모가 일정하더라도, 사업장에 정년제도가 있을 경우가 없을 경우에 비해 근속기간

이 아주 유의하게 길게 나타나고 있다. 이는 우리나라 기업에서 정년제도는 강제

퇴직의 도구로 작용하고 있기는 하지만 그래도 정년제도가 아예 없는 기업의 경우

보다 결과적 고용안정 효과가 있는 것으로 추정된다.

한편 연령(출생코호트)을 통제한 상태에서 추정된 취업시기의 효과는 강하고 유

의미한 마이너스(-) 효과를 나타내, 최근(2000년 이후) 취업자에 비해 오랜 과거

(1960~1980년대)에 취업한 생애 주된 일자리의 경우 근속기간이 긴 것으로 나타

104 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

나는 데, 이는 최근에 올수록 고용의 안정성이 떨어지는 것으로 해석될 수 있는

여지는 있으나, 그것보다는 ‘생애 주된 일자리’의 주관성(즉, 응답자의 주관적 대답

에 따른 정의)과 기간의존성(duration dependency)의 효과(즉, 근속기간이 긴 일

자리의 생존효과)가 큰 것으로 유추되나 이는 추후 정교한 모형을 이용한 분석을

통해 확정되어야 할 사항이다.

비임금근로(자영업)자들의 경우 생애 주된 일자리(주업)에서 퇴직할 확률은 임금

근로자들에 비해 뚜렷한 패턴을 보이고 있지 않는 가운데, 교육수준(+효과)과 소

득수준(-효과)가 유의미하게 추정되었다. 즉, 교육수준이 높을수록 주된 일자리를

지속할 확률이 낮고, 소득수준이 높을수록 지속확률이 높게 나타났는데 이는 교육

수준에 따라 사업의 종류와 내용(기업형 자영업 대 생계형 자영업)에 상당한 차이

가 있으나 이는 곳 사업의 생존률과 연계되기 때문일 것으로 유추된다.

서두에서도 이미 언급한 대로 우리나라 중고령 근로자들은 대부분의 경우 생애

주된 일자리에서의 퇴직시점(연령)이 빨라 최종적으로 노동시장에서 은퇴하기 전까

지 여러 경로와 형태로 재취업을 할 수밖에 없게 되고, 재취업을 하더라도 대부분

임금 및 근로조건이 악화된 일자리로 하게 되는 것으로 나타나고 있다.

두 번째로, 본 연구에서는 생애 주된 일자리에서 퇴직한 이후 재취업을 할 확률

과 재취업경로(임금 대 비임금)에 대한 분석을 경쟁적 위험모형을 이용하여 분석하

였다. 분석결과 우리나라 중고령자들의 재취업에는 과거 주된 일자리에서의 임금

이나 소득수준 등 시장적 유인(pull) 요인보다는 해당 가구의 경제적 필요를 나타

내는 가구부채가 강한 유출(push) 요인으로 작용하고 있는 것으로 나타났으며 이

러한 효과는 임금근로보다는 비임금근로로의 재취업경로에 보다 강하게 나타났다.

반면 주택소유여부나 금융소득여부 등 경제적 자원을 나타내는 변수들의 효과는

두 경로 모두에서 예상대로 마이너스로 나타났으나 유의미하지는 않았다. 이러한

결과는 우리나라 중고령자들의 경우 퇴직 후 높은 재취업률이 은퇴 이전 일과 여

가 사이 개인의 효용을 극대화하기 위한 자발적 선택이라기보다는 불가피한 강요

된 선택임을 시사하고 있다.

이러한 분석결과를 바탕으로 우리는 생애 주된 일자리로부터의 퇴직과 퇴직 이

후의 재취업과정과 관련하여 몇 가지 중요한 정책적 시사점을 도출할 수 있다.

첫째, 생애 주된 일자리로부터의 퇴직률(근속기간)에 있어서 근로자의 인적특성

(교육수준) 및 일자리의 특성(임금수준, 기업규모, 고용의 정규성 등)에 따라 통계

적으로 유의미한 차이가 존재함을 확인할 수 있었다. 특히 정년제도 자체가 존재


하지 않는 영세사업장과 임시일용직 근로자들의 경우 중․고령근로자들을 대상으로

고용안정과 정년연장 정책을 추진하는 데 있어서 정책효과의 사각지대가 클 것이

라는 것을 시사해 준다. 따라서 고용안정 및 정년연장 정책은 어느 정도 고용이

안정된 양질의 일자리의 공급과 함께 추진되지 않으면 그 정책효과가 제한적일 수

밖에 없다는 것을 본 분석결과는 시사해 준다.

둘째, 생애 주된 일자리로부터의 퇴직 이후 재취업 확률과 경로를 분석한 결과,

우리는, 임금근로와 비임금근로 섹터 간의 경계가 아직 높아 과거의 근무 섹터에

따라 재취업 섹터도 결정될 확률이 높은 것을 확인하였다. 임금근로에서 퇴직 후

자영업을 시작하더라도 그 생존기간이 길지 않을 경우에도 본 분석과 같은 결과가

나올 것이다. 분석결과 가장 두드러진 가구부채의 재취업 효과는 우리나라 중고령

퇴직자들이 처한 열악한 경제적 여건을 간접적으로 말해 주며 이는 준비된 퇴직을

위해서는 양질의 주된 일자리에서 보다 오래 일을 할 수 있는 고용정책의 추진 필

요성을 시사해 준다. 이와 더불어, 중고령 퇴직자들에게는 재취업준비를 위한 취업

지원과 함께 은퇴 이전에 일할 수 있는 가교로서의 일자리창출 방안도 마련되어야

할 것이다.

마지막으로, 본 주제와 관련된 분석적 목적을 위해 일자리의 특성과 근속기간,

근속기간과 일자리의 질에 대한 보다 세밀한 분석 작업이 필요하다. 즉 “어떤 일자

리들에서 고용이 더 오래 지속되는가?”, “평균 근속기간이 긴 일자리가 반드시 좋

은 일자리인가?”와 같은 질문들에 대한 해답은 ‘생애 주된 일자리’라는 개념과 시

장의 현실간의 간극을 좁히는 데 도움이 될 것으로 사료된다.

아울러 본 연구를 하는데 사용된 KLIPS 자료는 우리나라에서 가장 조사연수가

긴 패널조사자료임에도 불구하고 생애 주된 일자리로부터의 퇴직과 재취업 과정을

추적하고 모형을 분석하는 데는 여전히 관측기간이 짧은 것을 느낄 수밖에 없었다.

향후 조사가 지속되어 20여년 이상 자료가 쌓일 경우 보다 풍부하고 심도 있는 분

석이 가능할 것으로 보인다. 아울러 본 분석모형에 포함된 변수들은 자료의 특성

상 제한적일 수밖에 없었으나 앞으로 퇴직·은퇴의 동학적 분석에 필수적인 변수

들(예: 기대연금소득, 건강상태 등)에 대한 정보수집이 직업력 측정과 함께 이루어

진다면 이론적 모형에 보다 충실한 분석이 가능할 것으로 기대된다.

106 한국사회학 제45집 1호 (2011년)

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방하남은 위스컨신대학에서 사회학박사 학위를 하였으며, 현재 한국노동연구원 선임연

구위원으로 재직하고 있다. 주 연구 분야는 노동시장, 노동복지 그리고 생애과정에 대한 사

회계층론적 분석이다. 주요 논문으로는 『한국사회학』에 발표한 “변화와 세습(2001)”, “기

회와 불평등(2002)”, “좋은 일자리의 개념구성 및 결정요인의 분석(2006)” 등이 있다.

신인철은 성균관대학교 사회학 박사과정 중에 있으며, 대통령자문 고령화및미래사회위

원회, 한국보건사회연구원 및 한국노동연구원의 연구원을 걸쳐 현재는 성균관대학교 서베이

리서치센터의 연구원으로 재직 중이다. 주 연구 분야는 교육계층화, 시공간자료분석, 정책효

과분석 및 사회조사방법론 연구 등이다.

[2010. 9. 3 접수; 2011. 2. 14 게재확정]

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강요된 선택: 생애 주된 일자리에서의 퇴직과 재취업의 동학분석ksa21.or.kr/board/filedown/01-05-신인철방하남.pdf · 강요된 선택: 생애 주된 일자리에서의