다음에서는 우선 분석 기간 동안 남성과 여성의 임금이 각각 어떻게 변화하였는 지를 살펴보았다. 본 연구의 분석 대상기간 중 가장 초기에 해당하는 2005~2006 년과 2017~2018년의 남성 임금 변화를 확인한 결과는 아래와 같다(표 5-3). 우 선 모든 임금 집단에서 물가상승률을 보정하고도 임금이 상승하는 양상을 나타낸다.
특히 저임금층의 임금 상승이 두드러졌다. 이러한 저임금층의 임금 상승은 주로 계 수의 차이에 해당하는 구조효과에 기인하는 것으로 나타난다. 즉, 저임금층 남성의 경우 객관적인 인적자본의 개선에 따른 임금 상승보다는 설명되지 않는 임금 상승 이 주요했다는 점을 의미한다. 반면, 고임금층의 경우 임금 상승폭이 10% 대로 낮 을뿐만 아니라 구조효과에 따른 임금 상승 효과가 유의하게 나타나지 않았다. 이는 2절에서 확인한 결과 및 Tromp (2019)의 결과와 일치하는 양상이다.
변수별로 살펴보아도 대체로 2절에서 살펴본 결과가 의미 있는 추세였음을 확인 할 수 있었다. 먼저 전반적인 미취학 자녀 수 감소와 육아휴직 대상자의 확대가 유 의미하게 관측되었다. 시간제 근로 역시 2005~2006년 대비 2017~2018년 늘어 났는데, 시간제의 의미가 고임금층과 저임금층에서 다르다보니, 저임금층은 임금 감 소로, 고임금층은 임금 상승의 요인으로 확인되었다. 한편, 저임금층에서 경력년수 가 다소 길어졌으며, 근속년수는 모든 임금계층에서 늘어났지만, 특히 고임금층에 서 근속년수 증가에 따른 임금 상승분이 높았다. 저임금층의 평균 연령은 줄어든 반 면, 고임금층의 연령은 늘어났으며, 교육년수는 전반적으로 상승하였다. 한편, 정규 직의 비율은 줄어들었다.
계수효과에서 주목할 만한 점은 분석기간동안 남성의 연령 프리미엄이 줄어들 었다는 점이다. 특히 고임금층을 중심으로 남성에 대한 연령의 프리미엄이 크게 줄
어들었음을 확인하였다. 한편, 남성 정규직에 대한 프리미엄은 저임금층에서 더 높 아지는 양상을 나타냈다. 육아 휴직제도와 시간제 근로에 대한 프리미엄의 증가 역 시 고임금층에서만 관측되었다.
한편, 앞서 2절에서는 미취학자녀수의 남녀임금격차 감소효과가 자녀 수 격차 감 소에 기인하는지, 아니면 미취학자녀에 대한 임금 프리미엄의 감소에 기인하는지를 확인해보고자 하였다. 남성을 대상으로 한 분석을 살펴보면, 25~75% 임금집단에 서 자녀 수의 실질적인 감소가 관측되었으며, 10~25%의 하위임금집단의 경우 아 이 수에 따른 임금 프리미엄이 감소하는 점을 확인할 수 있었다. 이는 앞서 2절에서 50~75%에서 최근 년도에 감소하는 임금 격차가 계수 감소 보다는 남성과 여성의 평균적인 자녀 수 차이 감소에 따른 결과로 보인다.
[표 5-3] 2005/6 대비 2017/18 남성 임금 분해 분석
평균 10% 25% 50% 75% 90%
(A) △Wm,a 7.287*** 6.619*** 6.936*** 7.308*** 7.646*** 7.965***
(0.00952) (0.0105) (0.00918) (0.0116) (0.0170) (0.0282) (B) △Wm,b 7.027*** 6.199*** 6.606*** 7.060*** 7.477*** 7.837***
(0.00929) (0.0102) (0.00998) (0.0122) (0.0158) (0.0205) (A) - (B) 0.260*** 0.421*** 0.330*** 0.248*** 0.169*** 0.128***
(0.0133) (0.0146) (0.0136) (0.0169) (0.0232) (0.0348) 구성효과 0.0987*** 0.0179** 0.0423*** 0.0930*** 0.157*** 0.178***
(0.00765) (0.00636) (0.00680) (0.00841) (0.0111) (0.0133) 구조효과 0.161*** 0.403*** 0.288*** 0.155*** 0.0119 -0.0500 (0.0118) (0.0151) (0.0137) (0.0161) (0.0217) (0.0347) 구성효과
미취학자녀수 -0.00194** 0.000115 -0.00183** -0.0032*** -0.0039*** -0.000064 (0.000614) (0.000466) (0.000611) (0.000909) (0.00118) (0.00125) 노인/장애
가구원
0.000322 0.000325 0.000623 0.000430 0.000338 -0.000193 (0.000267) (0.000326) (0.000504) (0.000363) (0.000305) (0.000278) 육아휴직제도 0.0270*** 0.00993*** 0.0222*** 0.0343*** 0.0383*** 0.0253***
(0.00205) (0.00168) (0.00220) (0.00286) (0.00367) (0.00475) 시간제 근로 -0.000278 -0.0038*** -0.00233** 0.000251 0.00211** 0.00237**
(0.000263) (0.00115) (0.000731) (0.000318) (0.000652) (0.000742) 공식돌봄 -0.00044* 0.000387+ -0.000264 -0.00081* -0.00086* -0.00054*
(0.000195) (0.000222) (0.000174) (0.000356) (0.000370) (0.000255) 연령 0.00104 -0.0239*** -0.0229*** -0.00866** 0.0234*** 0.0341***
(0.00251) (0.00411) (0.00334) (0.00317) (0.00432) (0.00594) 교육년수 0.0401*** 0.0286*** 0.0290*** 0.0376*** 0.0460*** 0.0551***
(0.00326) (0.00420) (0.00309) (0.00339) (0.00427) (0.00545) 경력년수 0.00688*** 0.00859* 0.0129*** 0.0111*** -0.00220 -0.000342
(0.00183) (0.00347) (0.00291) (0.00259) (0.00250) (0.00332) 근속년수 0.0296*** 0.00907*** 0.0139*** 0.0264*** 0.0503*** 0.0567***
(0.00350) (0.00190) (0.00204) (0.00326) (0.00593) (0.00714) 직업 -0.00106+ -0.00121 -0.000710 -0.000838 -0.00108 0.000172 (0.000615) (0.000859) (0.000637) (0.000755) (0.000811) (0.000756)
평균 10% 25% 50% 75% 90%
산업 0.0000623 -0.0069*** -0.00545* -0.000533 0.00732* 0.00709*
(0.00222) (0.00191) (0.00252) (0.00265) (0.00322) (0.00293) 정규직 -0.00255** -0.00333** -0.00280** -0.00305** -0.00254** -0.00137+
(0.000829) (0.00116) (0.000982) (0.00102) (0.000898) (0.000770) 구조효과
미취학자녀수 -0.00601 -0.0108** -0.0102* -0.00171 0.00314 -0.00724 (0.00479) (0.00393) (0.00452) (0.00643) (0.00898) (0.0130) 노인/장애
가구원
0.0230+ 0.0720** 0.0437* 0.0272 0.00261 0.0109 (0.0122) (0.0244) (0.0187) (0.0188) (0.0206) (0.0301) 육아휴직제도 0.0219** 0.00485 -0.000545 0.0190* 0.0410** 0.0825**
(0.00729) (0.00561) (0.00617) (0.00860) (0.0159) (0.0266) 시간제 근로 0.0603* 0.0181 -0.00962 0.0287 0.110** 0.110*
(0.0305) (0.0644) (0.0490) (0.0449) (0.0427) (0.0493) 공식돌봄 -0.187** -0.297* -0.0874 0.0241 -0.282*** -0.292*
(0.0630) (0.135) (0.0999) (0.0883) (0.0774) (0.119) 연령 -0.721*** -0.251 -0.562* -0.820** -1.128*** -1.064*
(0.183) (0.336) (0.284) (0.271) (0.291) (0.441) 교육년수 -0.156* 0.0629 0.109 -0.111 -0.392** -0.583**
(0.0712) (0.174) (0.0993) (0.0867) (0.127) (0.184) 경력년수 0.0756* 0.113+ 0.119* 0.176*** 0.0965+ -0.0559 (0.0354) (0.0601) (0.0490) (0.0507) (0.0561) (0.0757) 근속년수 -0.0700*** -0.0512** -0.0722*** -0.133*** -0.114*** -0.0612 (0.0134) (0.0180) (0.0141) (0.0163) (0.0238) (0.0401) 직업 -0.00333 -0.0120 -0.0102 -0.00407 -0.0292 0.0640
(0.0244) (0.0421) (0.0367) (0.0588) (0.0389) (0.0653) 산업 -0.0179** 0.00515 -0.0205* -0.0476*** -0.00474 -0.0218 (0.00696) (0.00996) (0.00903) (0.0102) (0.0127) (0.0198) 정규직 0.0230** 0.0480*** 0.0362** 0.0334** 0.000573 0.00576 (0.00796) (0.0142) (0.0118) (0.0117) (0.0126) (0.0169) 절편 1.120*** 0.701+ 0.753* 0.964*** 1.708*** 1.762***
(0.190) (0.406) (0.295) (0.273) (0.310) (0.459) N 10526 10526 10526 10526 10526 10526 주. 괄호 안의 값은 표준오차임. p < 0.10, *p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001
같은 시기 여성은 남성에 비하여 더 높은 임금 상승폭을 나타냈다(표 5-4). 여 성은 2005/6년 대비 2017/18년 대략 38.5% 가량 임금이 상승하였는데, 저임금층 의 경우 임금 상승폭이 50%를 상회할 정도로 높게 나타났다. 여성 역시 저임금층의 경우 구조효과에 의한 임금 상승이 크게 나타났다. 이처럼 남성과 여성 모두 구조효 과에서 임금상승이 두드러진다는 점은 객관적인 인적자본의 향상 보다는 거시적인 정책 변수에 의하여 임금이 상승이 이뤄졌음을 의미한다. 즉, 개인의 자질로는 설명 되지 않는 임금증가분이 크게 관측되는 것이다.
세부 변수별로 살펴보면, 여성의 미취학 자녀 수의 증가분은 임금에 유의미한 기 여를 하지는 못하였다. 이는 남성의 경우 상대적으로 미취학 자녀수의 감소가 나타 난다는 점에서 일반적인 추세와는 달리 미취학 자녀를 둔 여성의 노동 참여가 늘어
나고 있음을 시사한다. 만약 미취학 자녀를 둔 여성의 노동 참여가 두 기간 사이에 늘어나지 않았다면, 남성과 동일하게 자녀 수가 감소하는 결과가 나왔을 것이다. 미 취학 아동 수에 대한 계수 효과 역시 중위임금층에서는 유의하게 줄어들었는데, 이 는 어린 자녀가 있는 여성 중 임금이 높은 이들 만이 노동시장에 참여하던 선택 효 과가 줄어들었을 가능성이 있다.
공식 돌봄 종사자의 증가는 평균적으로 여성의 임금을 낮추는 것으로 나타나지 만, 최하위 저임금층의 경우 임금을 유의하게 상승시키는 효과를 나타냈다. 이는 다 시 한 번 돌봄직에 종사한다는 점이 최하위 저임금층에게는 유리하게, 그 이 중상위 계층에게서는 불리하게 작동한다는 점을 시사한다. 시간제 근로 역시 계층효과를 나 타낸다. 하위 임금계층에서는 시간제 근로의 증가가 임금을 낮추는 방식으로, 고임 금층에서는 임금을 높이는 방식으로 작동하는 것이다. 이는 남성에게 확인된 변화 와 동일한 양상이다. 경력년수와 근속년수의 증가 역시 남성과 유사한 패턴으로, 경 력년수의 증가분은 주로 저임금층의 임금 상승에 기여하며, 근속년수는 모든 계층 에서 높아졌으나, 고임금층에 더 크게 기여하고 있다. 한편, 정규직 역시 모든 계층 에서 줄어들었다.
계수 효과를 살펴보면 여성과 남성의 주요한 차이는 연령에 대한 프리미엄이다.
남성의 경우 분석기간동안 연령에 대한 프리미엄이 유의하게 줄어든 반면, 여성은 유의한 변화가 관측되지 않았다. 이는 앞서 2절에서 살펴보았던 남성과 여성의 서 로 다른 연령 프리미엄을 확인하는 결과다. 정규직에 대한 프리미엄 역시 남성과 여 성이 서로 다른 양상을 나타낸다. 남성이 주로 저임금층에서 정규직 프리미엄이 증 가한 것과 달리 여성은 주로 고임금층에서 정규직에 대한 프리미엄이 증가하였다.
육아휴직제도와 시간제 근로에 대한 프리미엄 역시 남성과 다소 다른 양상을 나타 내는데, 남성은 모두 고임금층에서만 프리미엄이 상승한 것과 달리, 여성은 저임금 층의 시간제에 대한 패널티가 감소하였으며, 주로 중간임금계층에서 육아휴직에 대 한 프리미엄이 증가하였다.
[표 5-4] 2005/6 대비 2017/18 여성 임금 분해 분석
평균 10% 25% 50% 75% 90%
(A) △Wf.a 6.946*** 6.431*** 6.589*** 6.903*** 7.251*** 7.627***
(0.00933) (0.0170) (0.0147) (0.0130) (0.0131) (0.0151) (B) △Wf,b 6.561*** 5.868*** 6.047*** 6.466*** 6.996*** 7.444***
(0.0105) (0.0196) (0.0176) (0.0146) (0.0138) (0.0142) (A) - (B) 0.385*** 0.563*** 0.542*** 0.437*** 0.255*** 0.183***
(0.0141) (0.0259) (0.0229) (0.0196) (0.0191) (0.0207) 구성효과 0.149*** 0.0439*** 0.0760*** 0.142*** 0.226*** 0.249***
(0.00889) (0.00947) (0.00952) (0.0101) (0.0117) (0.0147) 구조효과 0.236*** 0.519*** 0.466*** 0.295*** 0.0289 -0.0661**
(0.0120) (0.0250) (0.0211) (0.0178) (0.0179) (0.0221) 구성효과
미취학자녀수 -0.00065+ 0.0000385 -0.000611 -0.00108+ -0.00130+ -0.000021 (0.000390) (0.000157) (0.000373) (0.000632) (0.000775) (0.000419) 노인/장애
가구원
0.000820* 0.000829 0.00159* 0.00110* 0.000861+ -0.000493 (0.000397) (0.000614) (0.000710) (0.000555) (0.000519) (0.000626) 육아휴직제도 0.0198*** 0.00728*** 0.0162*** 0.0252*** 0.0281*** 0.0186***
(0.00204) (0.00133) (0.00197) (0.00274) (0.00333) (0.00371) 시간제 근로 -0.000386 -0.00526* -0.00323* 0.000348 0.00292* 0.00328*
(0.000390) (0.00245) (0.00153) (0.000458) (0.00137) (0.00155) 공식돌봄 -0.0033*** 0.00292* -0.00199+ -0.0062*** -0.0065*** -0.0041**
(0.000881) (0.00131) (0.00110) (0.00154) (0.00156) (0.00126) 연령 0.0104** -0.0287*** -0.0278*** -0.000291 0.0492*** 0.0557***
(0.00373) (0.00595) (0.00485) (0.00472) (0.00638) (0.00845) 교육년수 0.0605*** 0.0431*** 0.0437*** 0.0567*** 0.0694*** 0.0830***
(0.00431) (0.00611) (0.00434) (0.00461) (0.00584) (0.00756) 경력년수 0.0124*** 0.0155* 0.0234*** 0.0200*** -0.00397 -0.000617
(0.00316) (0.00614) (0.00490) (0.00439) (0.00451) (0.00599) 근속년수 0.0380*** 0.0116*** 0.0178*** 0.0339*** 0.0645*** 0.0728***
(0.00317) (0.00223) (0.00215) (0.00307) (0.00537) (0.00684) 직업 -0.0043*** -0.0039** -0.00376** -0.0045*** -0.00390* -0.00204 (0.000963) (0.00143) (0.00123) (0.00132) (0.00158) (0.00189) 산업 0.0183*** 0.00420 0.0139*** 0.0206*** 0.0298*** 0.0243***
(0.00285) (0.00301) (0.00378) (0.00350) (0.00367) (0.00357) 정규직 -0.00285* -0.00372* -0.00313* -0.00341* -0.00284* -0.00154+
(0.00111) (0.00152) (0.00129) (0.00136) (0.00117) (0.000921) 구조효과
미취학자녀수 -0.00626 0.00122 -0.000632 -0.0127* -0.0116+ -0.00579 (0.00382) (0.00529) (0.00467) (0.00516) (0.00693) (0.00803) 노인/장애
가구원
0.00110 0.00174 -0.0165 0.00391 -0.00785 -0.0321 (0.0158) (0.0289) (0.0248) (0.0197) (0.0205) (0.0309) 육아휴직제도 0.0485*** -0.00730 0.0227+ 0.108*** 0.0953*** 0.0188
(0.00797) (0.0115) (0.0130) (0.0156) (0.0174) (0.0176) 시간제 근로 0.0177 0.0874* 0.0733** 0.0207 -0.0168 0.00590 (0.0179) (0.0394) (0.0275) (0.0190) (0.0198) (0.0255) 공식돌봄 -0.0186 -0.0291 -0.0556 0.00830 -0.000415 -0.00516
(0.0162) (0.0402) (0.0347) (0.0249) (0.0195) (0.0208) 연령 -0.296+ -1.337** 0.0575 -0.174 -0.328 0.220
(0.172) (0.424) (0.328) (0.240) (0.225) (0.315)
평균 10% 25% 50% 75% 90%
교육년수 0.0713 0.0625 -0.0864 0.00576 0.0197 0.141 (0.0833) (0.172) (0.136) (0.100) (0.112) (0.167) 경력년수 0.0859** 0.236*** 0.111* 0.0635+ 0.00358 -0.0725+
(0.0272) (0.0682) (0.0482) (0.0354) (0.0329) (0.0424) 근속년수 -0.0649*** -0.115*** -0.0829*** -0.0281+ -0.0392* -0.0822*
(0.0114) (0.0239) (0.0198) (0.0165) (0.0195) (0.0341) 직업 0.0247 0.162 0.0491 -0.000243 -0.0206 -0.0385 (0.0369) (0.124) (0.0518) (0.0342) (0.0288) (0.0283) 산업 -0.00883 -0.00113 -0.0141 0.00425 -0.0138 -0.0173 (0.00843) (0.0175) (0.0155) (0.0108) (0.0105) (0.0118) 정규직 0.00349 -0.00481 -0.00348 0.00760 0.0104* 0.0150**
(0.00359) (0.00860) (0.00693) (0.00511) (0.00458) (0.00496) 절편 0.378* 1.463*** 0.412 0.288 0.339 -0.213
(0.183) (0.438) (0.342) (0.248) (0.246) (0.313)
N 7259 7259 7259 7259 7259 7259
주. 괄호 안의 값은 표준오차임. p < 0.10, *p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001