일반회귀모형(OLS)으로 추정한 결과, 직업훈련은 첫 월급 수준에 긍정 적으로 영향을 미치고 있었다.50) 취업사교육은 첫 월급 수준에 영향을 미 치지 못하는 것으로 나타났다51). 자격증 수는 [표29]에서 보았듯이 정규 직 및 대기업 취업에는 영향을 주었으나, 첫 월급 수준을 종속변수로 하는 모형에서 정규직 여부와 대기업 취업 여부가 통제변수로 포함되어 있기 때 문에 첫 월급 수준에는 영향을 미치지 못한 것으로 보인다. 따라서 정규직 여부, 대기업 취업 여부와 같은 변수를 제외한 경우에는 자격증 수가 첫 월 급에 영향을 주는 것으로 나타나고 있었다. 이를 통해 자격증 수가 정규직 취업과 대기업 취업을 통해서 첫 임금 수준에 영향을 주고 있음을 알 수 있다.
여성이 첫 월급 수준이 16.4% 정도 더 낮았으며, 가구 소득은 첫 월급 에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한편, 구직기간이 길수록 첫 월급 수준이 높아지는 것으로 나타났는데(아래 [표30] 참조), 정규직 취업 확률이 졸업이후 3년째 되었을 때 오히려 증가하고 있다는 [표29]의 분석 결과를 고려하면, 이러한 효과는 유보임금을 낮춰 바로 취업하지 않고 오랜 기간 취업준비생으로 남아 있다가 평균적으로 임금수준이 높은 정규직 혹 은 대기업에 취업하는 청년들이 있기 때문에 나타났다고 해석할 수 있을 것이다52).
50) 그러나 표본을 성별에 따라 구분해 보았을 때는 통계적으로 유의미한 결과를 보이지는 않았다. 그 이유는 일반회귀모형(OLS)으로 추정할 경우 모형에 포함되지 않은 변수 (Omitted Variable)의 영향력을 통제할 수 없기 때문일 것이다. 이러한 분석 결과는 다 른 추정방식의 필요성을 제기하고 있으며 본 연구에서는 도구변수 추정법(IV)과 성향점수 매칭법(PSM)을 활용하고 있다.
51) 출신지역을 통제 하지 않으면 사교육은 임금에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그 이 유는 서울과 같이 취업사교육을 받을 확률이 높은 지역에서 취업준비를 한 경우에 다른 지역보다 첫 임금 수준도 높을 가능성이 있기 때문이다.
52) 앞의 분석 결과에서 졸업 이후 정규직 취업확률이 점차 낮아지다가 3년째에 높아지고, 대기업 취업확률은 통계적으로 유의미하지는 않았지만 4년째에 다시 높아졌다. 만일 청 년들 사이에서 이러한 사례가 성공사례로 남아 있다면 졸업 이후 구직기간을 늦추고자 하는 유인으로 작용할 수 있을 것이다.
위의 분석은 청년의 첫 월급 수준을 종속변수로 하고 있기 때문에 패널 자료를 활용하여 개인별 이질성을 고려하는 등 내생성을 통제하기 위한 분 석 방법을 활용하지 못했다는 한계가 있다. 그러나 Bloom et al.(2002)이
종속변수=
log(첫 월급)
전체표본 남성표본 여성표본
coef se coef se coef se
직업훈련유경험
(기준=무경험) 0.052* 0.030 0.052 0.045 0.038 0.040 전문대졸업
(기준=중고졸) 0.159*** 0.025 0.221*** 0.041 0.108*** 0.031 일반대학졸업
(기준=중고졸) 0.282*** 0.023 0.416*** 0.037 0.182*** 0.029 취업사교육유경험
(기준=무경험) 0.027 0.019 0.048 0.031 0.018 0.024 자격증수 0.008 0.005 0.014 0.009 0.004 0.007 여성(기준=남성) -0.164*** 0.015 0.125 0.095 0.014 0.142 기혼(기준=미혼) 0.114 0.077 0.011 0.098 0.051 0.069 유자녀
(기준=무자녀) 0.015 0.057 0.000*** 0.000 0.000*** 0.000 가구소득 0.000*** 0.000 0.340*** 0.026 0.305*** 0.020 정규직
(기준=비정규직) 0.330*** 0.016 0.074** 0.030 0.166*** 0.023 중소기업
(기준=영세사업체) 0.130*** 0.019 0.229*** 0.029 0.229*** 0.022 대기업
(기준=영세사업체) 0.235*** 0.018 0.018 0.031 0.034 0.027 구직기간(1년)
(기준=0년) 0.025 0.021 0.048 0.041 0.084** 0.036 구직기간(2년) 0.065** 0.027 0.221*** 0.053 0.115** 0.049 구직기간(3년) 0.148*** 0.035 0.279*** 0.069 0.199*** 0.066 구직기간(4년) 0.225*** 0.047 4.146*** 0.067 4.272*** 0.060 상수항 4.296*** 0.046 3.724*** 0.149 3.811*** 0.163
졸업연도 통제 O O O
출신지역 통제 O O O
N 2616 1129 1487
adj. R^2 0.37 0.41 0.30
(주1) 구직기간이 영(0)인 경우는 졸업을 한 해에 취업을 했거나 졸업하기 1년 전에 취업한 경우이다.
(주2) ***: 유의수준 0.01; **: 유의수준 0.05; *: 유의수준 0.1 표 30 직업훈련이 첫 월급 수준에 미치는 효과(OLS)
지적하였듯이 직업훈련의 효과평가에서는 내생성을 고려해야 하기 때문에 이를 통제할 적절한 방법론을 도입할 필요성이 있다. 즉, 내생성을 고려하 지 않은 위의 분석 결과는 직업훈련이 첫 월급에 영향(5.2%)을 미친다고 하였는데, 만일 성취욕이 높은 청년이 직업훈련을 선택하였고 그것이 첫 월 급에 영향을 미쳤다면 직업훈련의 첫 월급에 대한 영향은 과대추정 되었을 가능성이 있다. 반대로 정규교육 수준이 중시되는 한국에서 사회적인 자원 에 제약이 많은 청년들이 직업훈련을 선택하는 경향이 있다면 직업훈련의 효과는 과소추정 되었을 가능성이 있다. 실제로 직업훈련 경험을 종속변수 로 하는 로짓분석에서 가구소득이 낮은 청년들이 직업훈련을 선택하는 경 향이 있었다는 사실에서 청년에 대한 직업훈련의 효과가 과소추정 되었을 가능성이 더 높다고 예상할 수 있다.
정책의 효과성 평가에 관한 많은 선행연구들은 내생성을 통제하기 위해 도구변수(IV)를 활용하거나 성향점수매칭법(PSM)을 활용하고 있다. 본 연 구는 두 방식 중에서 주로 도구변수를 활용하여 내생성을 통제하고자 한다.
도구변수로 기능할 수 있는 변수는 독립변수와 상관관계가 있지만 종속변 수와는 관계가 없는 변수여야 한다. 본 연구에서 활용할 수 있는 변수 중에 서는 취업관련사교육이 도구변수의 가능성이 가장 높은 변수이다. 그 이유 는 노력, 성취감 등과 같은 보이지 않는 개인의 특성은 인적자본에 대한 투 자라는 행태와 연관성이 있기 때문에 취업관련사교육과 직업훈련은 상관관 계가 있을 것이라 예상할 수 있기 때문이다. 실제로 기초통계량에서 직업훈 련을 받은 사람일수록 취업관련 사교육을 받을 가능성이 높음을 보여주었 다. 반면, 위의 [표30]에서 볼 수 있듯이 취업사교육은 임금에 직접적으로 영향을 미치지 못한다. 면접관련 컨설팅을 받고 일반상식이나 영어시험을 위한 사교육을 받았다는 자체가 임금에 직접적으로 영향을 미치지는 않을 것이기 때문이다.
아래 [표31]는 취업사교육을 도구변수(IV)로 활용하여 분석한 결과이다.
분석 결과 직업훈련이 첫 월급에 미치는 영향력을 의미하는 계수 값은 증 가하였으나(5.6%->42.7%), 그 값은 통계적으로 유의미하지 않았다. 이러 한 계수값의 변화는 도구변수를 활용하기 전에 내생성으로 인해 직업훈련 의 효과가 과소추정되고 있었다는 것을 의미하므로 주로 노동시장에서 취
약계층이 직업훈련이 선택하고 있다는 예측이 맞다는 것을 의미한다. 그러 나 도구변수 추정법으로 추정한 결과 직업훈련 효과를 의미하는 계수 값과 함께 표준오차가 크게 증가하였기 때문에 그러한 효과는 통계적으로 유의 미하지 않았다. 결론적으로 청년 대상 직업훈련의 효과가 나타났다고 볼 수 없었다. 성향점수매칭법(PSM)을 활용하여도 직업훈련의 효과가 첫 월급에 서 나타나지 않았는데 이 분석 결과는 [부록6]에서 확인할 수 있다.
제4절 결론 및 정책적 함의
종속변수= log(첫 월급)
일반회귀모형 도구변수 추정
coef se coef se
직업훈련 받음
(기준=받지 않음) 0.056* 0.030 0.427 0.266
전문대졸업(기준=중고졸) 0.009* 0.005 0.002 0.007
일반대학졸업(기준=중고졸) 0.161*** 0.025 0.159*** 0.025
자격증수 0.289*** 0.022 0.279*** 0.024
여성(기준=남성) -0.163*** 0.015 -0.157*** 0.016
기혼(기준=미혼) 0.109 0.077 0.126 0.080
유자녀(기준=무자녀) 0.016 0.057 0.009 0.058
가구소득 0.000*** 0.000 0.000*** 0.000
정규직(기준=비정규직) 0.330*** 0.016 0.328*** 0.016 중소기업(기준=영세사업체) 0.130*** 0.019 0.132*** 0.019 대기업(기준=영세사업체) 0.236*** 0.018 0.239*** 0.018 구직기간(1년) (기준=0년) 0.028 0.020 0.030 0.021
구직기간(2년) 0.069** 0.027 0.061** 0.028
구직기간(3년) 0.153*** 0.035 0.149*** 0.036
구직기간(4년) 0.231*** 0.047 0.238*** 0.048
상수항 4.294*** 0.046 4.264*** 0.051
졸업연도 통제 O O
출신지역 통제 O O
N 2616 2616
adj. R^2 0.37 0.34
(주1) 과소식별 검증(Anderson canon. corr. LM 통계량=33.78) 결과 p-value가 0.00으로 과소식별의 문제는 없는 것으로 나타났으며, Cragg-Donal Wald F 통 계량은 33.72이었는데 Stock-Yogo(2005)의 방식에 의한 F통계량 임계치의 최대 값이 16.38이므로 약한 도구변수에 대한 검증도 통과한 것으로 보고자 한다.
(주2) ***: 유의수준 0.01; **: 유의수준 0.05; *: 유의수준 0.1
표 31 첫 월급 수준에 미치는 효과(일반회귀모형과 도구변수 활용 모형의 비교)
4장에서는 기존의 선행연구(Breen, 2005; Schmid, 2013)에서 주장하 였듯이, 직업훈련에 대한 공공과 민간의 투자가 청년의 실업률을 낮출 수 있음을 보여주었다. 본 연구는 이러한 연구결과를 따라 직업훈련 경험이 있 는 청년이 그렇지 않은 청년보다 취업확률이 높을 것이라는 가설을 세웠다.
그러나 Allmendinger(1989)의 주장에 따라 한국과 같이 청년에 대한 직 업훈련이 정규교육에 의존하고 있고 기업의 참여 수준이 낮은 곳에서 기업 은 직업훈련 경험 보다는 정규 교육수준을 통해 지원자의 생산성을 파악할 가능성이 높기 때문에 첫 직장의 질(정규직 및 대기업 취업여부, 첫 월급 수준)에는 영향을 미치지 못할 것이라는 가설을 세웠다.
본 장에서는 청년패널을 활용하여 한국의 청년에 대한 직업훈련의 성과 를 생존분석 모형을 통해 분석하였다. 분석 결과, 예상하였던 것처럼 교육 수준과 함께 직업훈련 경험이 청년의 취업에 긍정적 영향을 미치고 있었다.
하지만 취업을 한 청년을 대상으로 첫 직장의 특성을 종속변수로 하는 모 형의 분석 결과는 부정적이었다, 우선 직업훈련은 정규직 및 대기업 취업 여부에 영향을 미치지 못했고, 인적자본에 대한 투자 변수 중에서 자격증 수만이 유일하게 정규직 취업과 대기업 취업에 긍정적으로 영향을 미치고 있었다.
임금 수준을 종속변수로 하는 경우에도 남·여를 모두 포함한 표본에서 는 입사 전 직업훈련여부가 첫 월급의 수준은 5.2% 정도 높이는 것으로 나타났지만, 남성과 여성을 구분한 표본에서 이러한 효과는 나타나지 않았 다. 표본에 따른 직업훈련 효과의 차이는 일반회귀모형(OLS)의 기본 가정 중 독립변수와 오차항의 독립성이 확보되지 못했기 때문이며, 따라서 내생 성(endogeneity)을 통제해 주기 위해 도구변수 추정법을 도입하였다. 취 업관련 사교육을 도구변수로 한 분석 결과는 직업훈련 경험이 청년의 첫 월급 수준에는 영향을 주지 못할 것이라는 가설을 지지하였으며, 이를 성향 점수매칭법(PSM)의 결과로도 확인하였다. 이러한 분석 결과는 우리나라에 서 청년에 대한 직업훈련이 양적인 측면(취업률)에는 긍정적인 영향을 미 쳤지만 질적인 측면에서는 성과를 거두지 못한 것을 의미한다. 즉, 한국에 서 청년에 대한 직업훈련은 국가 간 비교연구에서 보았듯이 청년의 취업률