* 본 논문은 「2 000 연구보고서 230-8 여성 고용구조의 변화와 향후 정책방향」,제2장을
수정, 요약한 것임.
<목차>
Ⅰ.서론
Ⅱ.경제활동참가율의 변화 추이와 특징
Ⅲ.여성 경제활동 결정요인과 변화
Ⅳ.결론
Ⅰ. 서 론
여성의 경제활동참가는 1963년이후 지속적으로 증가하였다. 그러나 이러한 여성의 경제활동
참가율의 변동 추이는 연령계층별, 혼인상태별로 상당한 차이를 보이며, 또한 거주하는 가
구유형별도 차이를 보였다. 이에 따라 1990년대에 우리 나라 여성의 경제활동참가에 영향을
주는 다수의 연구가 수행되었다. 그러나 이와 같은 연구들은 특정한 연도를 대상으로 하고,
추정 모형이나 결정변수가 각기 다르다. 이에 따라 여성 경제활동참가율에 영향을 주는 요
인과 그와 같은 요인이 경제활동참가율에 영향을 주는 정도가 어떻게 변화되었는지를 제대
로 파악하기 힘들었다. 본 연구는 이러한 점을 감안하여 1980년대 중반에서 1990년대에 걸
쳐서, 여성 경제활동참가율의 구조와 변화, 참가율에 영향을 준 요인, 각 요인이 참가율에
영향을 주는 정도의 변화 등을 분석하였다.
Ⅱ. 경제활동참가율의 변화 추이와 특징
1. 성별 경제활동참가율의 장기 추세
1963년이후 우리 나라 경제활동참가율의 변동을 보면 1963년 56.6%에서 1970년 57.6%, 1980
년 59.0%, 1990년 60.6% 그리고 IMF 구제금융을 받기 직전인 1997년에 62.2%로서 장기적으
로 소폭 증가하는 추이를 보였다. 그러나 IMF 구제금융을 받은 이후인 1998년과 1999년에는
각각 60.7%, 60.5%로 감소하였다. 또한 다른 나라와 마찬가지로 우리 나라 경제활동참가율
의 변동은 성별로 상당한 차이를 보였다. 즉, 남성은 1963년(78.9%)에서 1980년대 중반
(1986년 72.1%)까지 지속적으로 하락하는 경향을 보였다. 1986년 이후에는 남성 경제활동참
가율은 소폭 상승하는 추이를 보여 1990년에 74.0%, 1997년 75.6%가 되었다. 그러나 대량실
업이 있었던 1998년에는 남성 경제활동참가율이 다시 75.2%, 1999년에 74.4%로 하락하였다.
남성 경제활동참가율의 지속적인 하락은 선진국에서도 똑같이 나타나는 현상인데, 이러한
현상은 교육년수의 증가로 학교를 졸업하고 신규로 노동시장에 진입하는 연령의 상승, 정년
연령의 하락, 그리고 근로일과 근로시간의 단축, 휴가 및 휴일의 증가, 사회보장제도의 확
대 등에 기인하는 것으로 나타났다.1)<일부 요인에 대해서는 학자간의 견해 차이가 있다.
O.Ashenfelter, R.Layard ed.(1996),pp.3-10.> 우리 나라의 경우는 이후에 분석결과에 나타
나듯이 고등교육기관에 대한 진학률 증가와 이에 따라 노동시장에 진출하는 남성평균연령의
증가로 인한 15~29세 남성의 참가율의 감소에 주로 기인한 것으로 나타났고, 중·고령층의
참가율은 오히려 지속적으로 증가하였다.
<그림 1> 연도별 성별 경제활동참가율 변동 추이
여성의 경제활동참가율은 남성과는 달리 1963년 37.0%에서 1970년 39.3%, 1980년 42.8%,
1990년 47.0% 그리고 1997년에는 49.5%로 지속적인 증가추세를 보였다. 그러나 여성 경제활
동참가율도 1998년과 1999년에 각각 47.0%, 47.4%로 크게 감소하였다. 여성 경제활동참가율
의 장기적인 변동에서 특히 증가폭이 컸던 시기는 1980년대 후반이었다(1984년 40.7%에서
1990년 47.0%로 6.3% 포인트로 증가하였다). 여성 경제활동참가율이 이와 같이 지속적으로
증가한 것은 산업구조가 여성취업이 용이하게 하는 방향으로 변화되는 것과 같은 노동수요
측면과 교육수준의 향상, 출산율 저하, 여성취업에 대한 의식 변화, 보육시설과 같은 여성
취업제도의 확대 등과 같은 노동공급측면의 변화에 기인한다.2)
남녀 경제활동참가율을 부문별로 구분해서 살펴보면 남성의 경우 농가, 비농가의 경제활동
참가율은 연도별로 다소 차이를 보이나 거의 같은 수준이며, 변동 추이도 유사하였다. 즉,
농가, 비농가 남성 경제활동참가율은 1963년에서 1980년대 중반(농가 남성참가율은 1984년
에 55.6%, 비농가는 72.0%로 1963년 이후 가장 낮았다)까지 지속적으로 하락하다가, 그 이
후부터 소폭 증가하는 경향을 보였다. 특히 1985년 이후에는 농가 남성 경제활동참가율이
비농가보다 약간 높은 특징을 보였다.
<그림 2> 부문별 여성 경제활동참가율 변동에 대한 요인분해
여성 경제활동참가율 또한 농가와 비농가로 구분하여 살펴보면, 농가 여성의 경제활동참가
율은 1963년 이후 지속적으로 증가하는 추이를 보여, 1963년에 41.6%이었던 경제활동참가율
이 1998년에는 68.2%로서 동 기간 동안에 26.6% 포인트나 증가하였다. 농가 여성의 경제활
동참가율이 특히 많이 증가한 기간은 1963∼76년(15.4% 포인트 증가)와 1984∼98년(15.9%
포인트 증가)이었다. 비농가부문의 여성 경제활동참가율의 경우 1963∼72년까지는 큰 변동
이 없었다. 그러나 1972년 이후부터 지속적인 증가를 보여, 1972년에 28.9%에서 1980년
36.9%, 1990년 44.4%, 1997년에 47.5%를 기록하였다. 1997년 IMF 구제금융을 받은 이후의
부문별 경제활동참가율 변동을 보면, 비농가부문의 경제활동참가율은 구조조정으로 인해서
남녀 모두 1997년에 75.2%, 47.5%에서 74.6%, 44.6%로 하락하였다. 이에 비해 농가부문의
경제활동참가율은 오히려 증가하여 남녀 각각 1997년 79.1%, 67.3%에서 1998년 80.2%,
68.2%로 증가하였다. 즉, 1998년 대량실업은 비농가부문의 경제활동참가율을 하락시킨 반면
에 농가부문의 참가율을 증가시키는 결과를 가져왔다. 그리고 IMF로 인한 비농가부문의 경
제활동참가율 감소는 남성보다 여성이 훨씬 컸다. 1999년에는 남성의 비농가부문 경제활동
참가율은 더욱 하락하고, 농가부문의 참가율은 약간 증가하였다. 이에 비해 여성의 참가율
은 비농가부문에서는 증가한데 비해, 농가부문은 하락하는 남성과 반대 현상을 보였
다.3)<1999년 비농가 전체 경제활동참가율은 59.1%, 농가는 73.4%이었다. 성별로 보면 비농
가와 농가 여성 경제활동참가율은 각각 45.4%, 66.3%인데 비해서, 남성은 각가 73.7%와
80.3%이었다.>
여성 경제활동참가율의 변동을 농가 및 비농가로 구분하여 증감원인을 분석해보면,4)<농가
와 비농가의 여성 경제활동참가율이 상당히 차이가 남에 따라, 여성 경제활동참가율의 증감
은 부문간의 여서인구 구조변화, 부문내의 여성 경제활동참가율 변화로 분해할 수 있다.
즉, 경제활동참가율의 효과별 분해는 아래와 같은 수식으로 나타낼 수 있다. 즉, 인구집단
(P)을 농가(P1)와 비농가(P2)로 나눌 때에 전체 경제활동참가율(lfpr)은 식(1)과 같이 나타
낼 수 있고, 식 (1)를 시간에 대해서 미분하면 앞에서 언급한 효과별로 구분되는 식(2)와
같이 된다. 여기서 pit=(Pit/Pt). lfpr t = ∑ ((Pit/Pt)·lfprt =∑ (Pit)·lfpr it (1) (a lfpr
t /at )·lfpr it + ∑ (Pit/at)·lfpr it + ∑ Pit·(a lfpr t /at )(2)> 1980년 이후 농가 및 비
농가의 여성인구분포 변화는 여성 경제활동참가율을 지속적으로 낮추는 역할을 했다(<그림
2>). 즉, 상대적으로 경제활동참가율이 높은 농가의 여성인구 구성비는 지속적으로 하락하
는 반면에 참가율이 낮은 비농가의 인구구성비가 증가함에 따라, 여성 인구구성의 변화효과
는 여성 경제활동참가율을 지속적으로 낮추는 방향으로 영향을 미쳤다. 그러나 1980년대 후
반에는 이와 같은 인구분포의 변화에도 불구하고 농가뿐만 아니라 비농가 여성의 경제활동
참가율 자체가 크게 증가하였다. 그리고 경제활동참가율의 증가폭은 비농가보다 농가가 더
높았으나, 전체 경제활동참가율에 미친 영향은 상대적으로 인구 구성비가 훨씬 높은 비농가
여성의 경제활동참가율 증가가 더 컸다. 이와 같은 경향은 IMF 구제금융이 있었던 1998년
이전까지 유지되었다가, 1998년 이후에는 비농가부문 여성 경제활동참가율 자체가 크게 감
소됨에 따라 구성비효과와 참가율효과 모두 마이너스로 전환되었다.
2. 연령계층별 남녀 경제활동참가율
남녀 경제활동의 차이를 파악할 수 있는 전형적인 통계는 연령계층별 경제활동참가율 곡선
이다. 우리 나라 남성의 연령별 참가율을 보면, 우리 나라 남성들은 학업과 군복무를 마치
고 20대에 노동시장에 진입하기 시작하여 29세가 되면 대부분의 남성들이 경제활동을 하게
된다. 이와 같은 남성의 경제활동참가율은 정년퇴직시점인 50세까지 유지되다가, 그 이후에
급격히 하락하는 고원형을 보였다. 남성의 연령별 참가율곡선은 지난 1980년 이후 큰 변화
가 없었다. 다만 고등교육기관에 대한 진학률의 지속적인 증가로 인해서 15~29세 연령층의
참가율이 지속적으로 하락하는 특징을 보였다.5)<우리나라와 일본은 대학입시제도가 거의
모든 시간을 입시투입에 요구함에 따라, 고등교육기관의 진학률 상승은 곧 바로 경제활동참
가율 감소로 이어졌다.기태홍(1996).> 그 결과 15~19세 남성의 경제활동참가율은 1980년
27.3%에서 1997년에는 8.6%까지 하락하였다. 이에 비해 55세 이후 고령층의 참가율은 1985
년 이후 지속적으로 증가하는 추이를 보였다.
우리 나라 여성의 연령계층별 경제활동참가율 곡선은 전형적인 쌍봉형으로, 결혼·출산으로
인해서 노동시장을 퇴출하였다가 육아를 끝낸 이후에 다시 취업하는 특징을 보인다. 여성
경제활동참가율이 크게 증가한 1985∼90년의 참가율곡선변화를 보면 15~19세 연령층만 약간
감소했을 뿐 모든 연령층에서 경제활동참가율이 크게 증가하였다. 이에 비해 20~25세,
25~29세 그리고 60세 이상 여성의 경제활동참가율은 크게 증가하였고, 이와 같은 연령층의
참가율 증가는 다른 연령층에 비해서 상대적으로 여성 경제활동참가율 증가에 보다 큰 영향
을 미친 것으로 나타났다. 그러나 동기간 중에 여성의 연령계층별 인구구조 변화가 여성참
가율에 영향을 미친 인구구조 변화 효과는 참가율을 낮추는 방향으로 작용했었다.6)<다른
조건이 동일한 상황에서 여성의 연령계층별 인구구조 변화로 인한 경제활동참가율 증감을
보면 1985-86년, 1986-87년, 1987-88년, 1989-90년에 각각 -0.15%포인트, -0.18%포인트,
-0.02%포인트, -0.03%포인트, 0.19%포인트이었다.> 1990∼97년에는 15~19세 여성 경제활동
참가율이 계속해서 감소하였고, 25~29세, 40~44세 여성의 경제활동참가율은 크게 증가했었
다.
<표 1> 연도별 연령계층별 여성 경제활동참가율의 변동
(단위: %)
--------+----------------------------------------------------------------------------
| 15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60+
--------+----------------------------------------------------------------------------
1963 | 37.4 43.6 36.4 39.4 41.8 48.6 45.1 38.7 32.7 10.8
1970 | 44.1 47.1 34.6 38.3 42.7 47.0 46.5 41.2 37.1 14.7
1980 | 34.4 53.5 32.0 40.7 53.0 57.0 57.3 54.0 46.2 17.0
1985 | 21.1 55.1 35.9 43.6 52.9 58.2 59.2 52.4 47.2 19.2
1990 | 18.7 64.6 42.5 49.5 57.9 60.7 63.9 60.0 54.4 26.4
1995 | 14.5 66.1 47.8 47.5 59.2 66.0 61.1 58.3 54.3 28.9
1997 | 13.0 66.4 54.1 50.9 60.4 67.1 62.3 58.1 54.1 30.3
1998 | 12.0 61.0 51.8 47.3 58.5 63.5 61.5 55.2 51.0 28.1
1999 | 11.8 60.8 52.3 48.2 58.6 63.1 62.8 55.5 51.3 29.4
--------+----------------------------------------------------------------------------
자료：통계청(해당 연도), 「경제활동인구연보」.
쌍봉형곡선(M shaped curve)의 형태에서는 1990년까지 1차 정점인 20~24세 이후에 경제활동
참가율이 급락하는 현상을 여전히 보였으나, 1990년부터는 결혼 및 출산연령이 늦어지면서
여성취업자의 노동시장 퇴출이 25~29세, 30~34세에 걸쳐서 이루어짐으로써 참가율이 서서히
하락하는 현상을 보였다. 뿐만 아니라 1차 정점 직후 경제활동참가율의 하락폭도 지속적으
로 낮아지는 경향을 보였다. 쌍봉형곡선에서 1차정점과 2차정점을 비교하면 1990년 이후
45~54세 연령층의 참가율이 지속적으로 하락함에 따라 양 정점의 참가율 격차가 커지다가,
1998년 구조조정으로 인해서 20~24세의 참가율이 급감함에 따라 최근에는 양 정점의 참가율
수준이 비슷해졌다. 그리고 60세 이상 여성의 경제활동참가율은 지속적으로 증가하는 추이
를 보였다.
여성의 경우 비농가와 농가의 연령별 경제활동참가율 곡선이 상당히 다른 특징을 보인다.
이에 따라 여성의 연령별 참가율곡선의 변동을 비농가·농가로 구분하여 살펴보았다. 먼저
비농가 여성의 참가율곡선을 보면 20~24세에 1차 정점을 보인 뒤에 40~44세에 2차 정점을
보이는 쌍봉형곡선이다. 그러나 1차 정점의 높이가 2차 정점보다 언제나 높은 특징을 보인
다. 1980년과 1997년의 비농가 여성 연령계층별 참가율 곡선을 서로 비교하면 15~19세 연령
층의 참가율은 크게 낮아진 반면에 나머지 연령층의 참가율은 급격히 증가하였다. 15~19세
연령층의 경제활동참가율 하락은 남성과 같이 상급학교 진학률의 증가에 기인한다. 경제활
동참가율이 가장 많이 증가한 연령층은 25~29세로서, 1980년 27.0%에서 1997년 53.9%로 급
증하였다. 이와 같은 현상은 결혼·출산으로 인해서 퇴직하는 여성이 크게 감소함과 동시
에, 결혼·출산연령이 25~29세에서 30~34세로 점차 늦어진데 기인한다.7)<주요 선진국에서
도 보다 최근 세대로 올수록 여성의 결혼,출산에 따른 경제활동참가율의 감소 현상이 완화
되는 경향을 보였다.> 결혼·출산연령의 지연으로 1997년의 쌍봉형곡선의 최저점은 이전과
는 달리 25-29세에서 30~34세로 이행되었다. 뿐만 아니라 40~44세 연령층의 경제활동참가율
도 1980년 44.8%에서 65.5%로 크게 증가하여 2차 정점의 높이가 1차 정점과 거의 같아지는
특징을 보였다. 그러나 이와 같은 여성 경제활동참가율의 증가에도 불구하고 20~24세, 60세
이상 연령층의 참가율의 증가는 다른 연령층에 비해서 상대적으로 낮았다(각각 1980년
52.8%, 8.8%에서 1997년 66.3%, 20.0%로 증가하였다).
<그림 3> 연도별 비농가 여성의 연령계층별 참가율 곡선
농가부문의 여성 경제활동참가율 곡선을 보면 쌍봉형이기는 하나 비농가의 연령별 참가율곡
선과는 다소 다른 특징을 보였다. 즉, 농가의 여성 경제활동참가율을 보면 쌍봉형곡선의 1
차 정점을 나타내는 20~24세 연령층의 참가율은 비농가 여성과 비슷하였다. 그러나 쌍봉형
곡선의 2차 정점에 해당하는 40~50대 여성의 경제활동참가율은 85∼90%(1997년 기준)로써,
농가에 거주하는 40∼50대 여성의 거의 모두가 경제활동을 하고 있었다. 특히 60세 이상 농
가여성의 경제활동참가율은 1980년 25.2%에서 1997년에 61.7%로 36.5% 포인트나 증가하여,
농가에서 경제활동을 하고 있는 여성의 노령화가 눈에 띄게 진행되었다. 이 외에 50대 여성
들도 경제활동참가율이 약 20% 포인트 정도로 급증하였다.
농가여성 경제활동참가율 곡선의 또 다른 특징은 쌍봉형곡선의 최저점에 있다. 1980∼85년
에는 연령별 참가율곡선의 1차 정점인 20~24세 연령층의 참가율 수준과 최저점인 25~29세
연령층의 참가율 수준이 동일하여, 엄밀히 말하면 쌍봉형을 보이지 않았다. 농가 여성의 쌍
봉형 참가율곡선은 1990년에 접어들면서 나타나기 시작하였는데, 이 때에도 결혼·출산으로
인해서 노동시장을 퇴출하는 여성비율은 비농가보다 상당히 낮은 특징을 보였다. 또한 20세
이상인 농가여성의 경우 대부분이 경제활동참가율이 크게 증가하였으나, 30대 여성의 경제
활동참가율은 큰 변화를 보이지 않았다.
3. 혼인상태별 남녀 경제활동참가율
남녀 경제활동참가율을 혼인상태별로 구분해서 보면 남성의 경우 기혼은 1980년부터 1997년
까지 88.0%대로 유지되었으나, 미혼 남성참가율은 1980년 52.4%에서 크게 낮아져서 1985년
에 43.5%, 1990년 43.7%를 기록하였다. 물론 미혼남성의 참가율도 1990년대 초반 이후 다시
증가하여 1995년에 49.6% 그리고 그 이후에는 49%대의 수준을 유지하였다.
미혼여성은 미혼남성과 유사하게 1980년 50.8% 수준에서 계속 하락하여 1990년에 46.5%를
기록하였으나, 1990년대 초반에 다시 증가하여 1990년대 후반에는 1995년 수준을 대체로 유
지하였다. 기혼여성은 1985∼90년 사이에 참가율이 크게 증가하였고, 1990년대에도 IMF 구
제금융이전까지 소폭 증가하였다. 즉, 미혼의 경제활동참가율은 남녀를 불문하고 1980년대
에는 감소하다가 1990년대 초반에 증가하였다. 이에 비해 기혼의 경제활동참가율을 보면 남
성은 1980년 수준에서 큰 변동이 없으나, 여성은 1980년대 후반에 크게 증가하였다.8)<미
국, 캐나다, 영국, 독일과 같은 주요 선진국도 여성 경제활동참가율의 지속적인 증가는 주
로 기혼여성의 경제활동참가율이 급증한데 기인한 것으로 나타났다. O.Ashenfelter,
R.Layard ed.(1996),pp.104-107.>
<표 2> 혼인상태별 남녀경제활동참가율 변동 추이
(단위: %)
----------+--------------------------------------------------------------------------
| 남 자 여 자
+--------------------------------------------------------------------------
| 미혼 기혼 전체 미혼 기혼 전체
----------+--------------------------------------------------------------------------
1980 | 52.4 88.3 76.4 50.8 40.0 42.8
1985 | 43.5 86.8 72.3 44.7 41.0 41.9
1990 | 43.7 88.4 74.0 46.5 47.2 47.0
1995 | 49.6 88.8 76.5 50.4 47.6 48.3
1996 | 49.5 88.4 76.1 49.5 48.5 48.7
1997 | 9.5 88.0 75.6 49.3 49.5 49.5
1998 | 48.5 86.8 75.2 46.0 47.3 47.0
1999 | 49.1 85.5 74.4 45.9 47.9 47.4
----------+--------------------------------------------------------------------------
자료：통계청(1998), 「경제활동인구조사: 1963~1997」.
통계청(1999), 「경제활동인구조사」, 원자료.
1985~90년에 증가한 여성 경제활동참가율이 혼인상태별 여성인구구조의 변화에 기인한 것인
지 아니면 미·기혼 각각의 참가율의 증가에 의한 것인지를 분석하였다. 분석결과에 의하면
1985년 이후 혼인상태별 여성인구구조를 보면 연소인구의 감소로 인해서 기혼여성의 구성비
가 계속해서 증가하는 추이를 보였으나 혼인상태별 여성참가율의 차이가 크지 않아서, 혼인
상태별 인구구조효과는 미미하였다.
그러나 1985~90년 사이에 인구구성비가 훨씬 높은 기혼여성의 경제활동참가율이 크게 증가
함에 따라 1980년대 후반의 여성 경제활동참가율의 증가를 주도하였다. 그러나 1990∼93년
에는 미혼여성 참가율의 실질적인 증가가 보다 큰 공헌을 하였고, 1994∼97년에는 기혼여성
참가율의 실질적인 증가가 보다 큰 공헌을 한 것으로 나타났다. 1998년과 1999년의 여성 경
제활동참가율에 영향을 미친 요인을 살펴보면 1998년에는 상대적으로 경제활동참가율이 높
았던 기혼여성의 인구구성비가 증가함으로써, 혼인상태별 여성인구 구조변화는 극히 미미하
나마 여성 경제활동참가율을 증가시켰다. 그러나 혼인상태별 여성 경제활동참가율은 미혼과
기혼여성 모두 감소하였다. 이에 따라 1998년 참가율의 감소에는 경제활동참가율 감소 자체
는 미혼보다 적으나 인구구성비가 훨씬 높은 기혼여성의 참가율 감소에 의해서 주도된 것으
로 나타났다. 그리고 1999년에는 미혼여성을 중심으로 경제활동참가율이 증가세로 전환하는
특징을 보였다.
4. 학력별 남녀 경제활동참가율
학력별 여성 경제활동참가율을 보면 전반적으로 전문대졸 여성의 경제활동참가율이 가장 높
고, 그 다음은 대졸, 고졸, 중졸 이하 순으로 나타났다. 학력별 여성 경제활동참가율의 변
동을 보면 1985∼90년 사이에는 교육수준에 관계없이 모든 학력의 여성들이 높은 증가를 보
였다. 1990∼97년에는 중졸 이하 여성을 제외한 나머지 학력의 여성들은 참가율이 증가하였
는데, 특히 대졸여성의 경제활동참가율이 많이 증가하였다. 그러나 IMF 구제금융으로 인해
서 경기가 침체되었던 1998년에는 대졸여성의 경제활동참가율 감소가 가장 커서 4.3% 포인
트가 감소하였고, 중졸 이하는 상대적으로 감소 폭이 적었다. 중졸 이하 여성집단의 참가율
감소가 적었던 이유는, 이들 집단의 상당수가 농가부문에서 무급가족종사자로 경제활동을
함에 따라 상대적으로 경기침체의 영향을 덜 받았기 때문으로 보인다.
남성을 보면 여성과는 달리 학력별 경제활동참가율의 차이가 상당히 크다. 즉, 전문대졸과
대졸남성은 90% 이상이 경제활동에 참가하고 있는 반면에, 고졸은 대략 80% 그리고 중졸 이
하는 60%정도만 경제활동에 참가하고 있다. 1985년 이후 남성 참가율 변동을 보면 대졸 이
상을 제외하고 1985∼90년에 소폭의 참가율 증가가 있었다. 그리고 1998년에는 모든 학력에
서 경제활동참가율이 약간 감소하였다. 1998년의 경제침체에도 불구하고 남성의 경제활동참
가율 감소 폭이 여성보다 적은 것은, 남성취업자는 실직되면 비경제활동상태에 빠지기보다
실업자로 계속 남아 있기 때문으로 보인다.9)<1998년에 취업상태에서 실업상태, 취업상태에
서 비경제활동상태로의 유입확률이 성별로 차이가 있는 것은 이후의 실업분석 부분에서도
발견된다.>
학력별 남녀 경제활동참가율의 변동을 요인별로 앞에서 언급한 바와 같이 경제활동참가율이
상대적으로 높은 학력집단의 구성비가 높아짐에 따라 경제활동참가율이 증가하는 효과(구조
효과)와 각 학력집단에서 경제활동참가율이 증가하는 효과(참가율효과)로 구분할 수 있다.
먼저 여성 경제활동참가율 변동에 대한 구조효과를 보면 1985년 이후 여성인구의 학력별 구
성은 상대적으로 경제활동참가율이 높은 고학력집단의 구성비가 높아지는 방향으로 변화되
었다. 결과적으로 여성의 경제활동참가율이 변화되지 않더라도 학력별 여성인구구조의 변화
는 경제활동참가율을 연간 0.1%포인트 정도로 지속적으로 증가시키는 효과를 보였다. 그러
나 여성 경제활동참가율을 증가시킨 주된 요인은 각 학력집단별로 경제활동참가율 자체가
증가한데 기인한 것이었다. 즉, 1985∼90년에 여성 경제활동참가율이 크게 증가한 것은 주
로 중졸 이하 여성의 참가율이 크게 증가한데 기인하였다. 그리고 1990년대의 증가는 주로
고졸여성의 참가율 증가에 기인하였다. 1998년에는 여성 경제활동참가율이 크게 감소하였는
데, 이것은 상대적으로 인구구성비가 높은 중졸 이하와 고졸의 참가율 감소에 의해서 주도
되었다. 그리고 학력별 인구구성변화는 상대적으로 경제활동참가율 수준이 높은 고학력 여
성비율이 높음으로써 경제활동참가율을 완화시키는 역할을 하였다.10)<여성인구의 학력별
구성비를 보면 1997년 51.3%가 중졸이하였고, 37.0%가 고졸, 전문대졸 4.8%, 그리고 대졸이
상이 6.9%이었다.>
<표 3> 학력별 남녀 경제활동참가율의 변화 추이
(단위: %)
-------+--------------------------------------+--------------------------------------
| 남 성 | 여 성
+---------+--------+--------+----------+-----------+-------+--------+---------
| 중졸 | 고졸 | 전문대 | 대졸 | 중졸 | 고졸 | 전문대 | 대졸
| 이하 | | | 이상 | 이하 | | | 이상
-------+---------+--------+--------+----------+-----------+-------+--------+---------
1985 | 61.1 | 77.1 | 89.3 | 93.5 | 39.5 | 42.1 | 60.8 | 46.3
1990 | 63.2 | 80.0 | 93.4 | 93.2 | 45.6 | 47.5 | 66.1 | 53.1
1995 | 62.3 | 81.2 | 94.2 | 93.9 | 44.6 | 50.2 | 63.5 | 57.9
1996 | 61.2 | 80.9 | 93.4 | 93.4 | 44.2 | 50.9 | 65.6 | 59.6
1997 | 60.5 | 81.0 | 94.6 | 91.8 | 44.4 | 52.0 | 68.1 | 61.0
1998 | 58.4 | 80.0 | 93.3 | 90.6 | 42.4 | 48.4 | 65.0 | 56.7
1999 | 57.8 | 79.2 | 93.0 | 88.3 | 42.9 | 48.7 | 63.9 | 56.6
-------+---------+--------+--------+----------+-----------+-------+--------+---------
자료： 통계청(해당 연도), 「경제활동인구조사」, 원자료.
1998년에는 경제활동참가율 자체가 크게 감소함으로써 인구구조효과에도 불구하고 여성참가
율은 급감하였고, 1999년에는 저학력여성을 중심으로 참가율이 개선됨으로써 인구구조효과
와 함께 경제활동참가율을 개선시켰다. 저학력여성의 경제활동참가율은 2000년에도 비정규
직과 단순노무직과 같은 하위직의 취업기회 확대로 인해서 단기적으로 증가할 것이나, 중장
기적으로 보면 중졸 여성인구의 노령화로 인해서 2000년대 중반이후부터 증가가 둔화되기
시작하여 2000년대 후반에는 감소추이를 보일 것이다.11)<중졸 이하(중퇴제외) 여성인구는
1995년 「인구주택센서스」에 의하면 5,109명인데, 이 중에서 2000년을 기준으로 해서 65세
이상인 여성이 920천명(18%), 60-64세 634천명, 55-59세가 686천명이었다. 이들 50세 이상
여성은 전체 중졸 이하의 여성인구의 43.8%이었다. 현재의 고학력화 추세가 유지되고 65세
이상 중졸여성의 사망률이 급격히 증가되지 않으면 2000년대 말에는 중졸이하 여성인구 구
성비가 현재의 18%에서 30-40%수준으로 중가할 것으로 전망된다.>
이에 비해 남성은 구조효과와 참가율효과가 비슷하였다. 즉, 남성 경제활동참가율의 변동은
고학력인구 구성비의 증감에 따라 상당히 많은 영향을 받았다. 1985∼90년에 남성 경제활동
참가율 증가분의 약 50%는 남성 경제활동참가율이 실질적으로 증가한데 기인했고, 나머지
약 50%는 남성인구 중에서 고학력인구의 구성비가 증가한데 기인했다. 그리고 1990년대에는
남성의 경제활동참가율이 실질적으로 감소하였다. 그러나 1990년대 초반에는 남성인구의 고
학력화로 인한 참가율 증가가 상당히 높아서, 구조효과와 참가율 효과를 합치면 참가율은
오히려 증가하였다. 이에 비해 하반기에는 인구효과의 크기가 상대적으로 작아서, 남성 경
제활동참가율은 감소추이를 보였다.
Ⅲ. 여성 경제활동 결정요인과 변화
1. 여성 경제활동참가율의 변동 요인
여성의 경제활동참가에 영향을 주는 요인과 그 요인이 연도별로 어느 정도로 영향을 주는지
를 분석하기 위해서는, 경제활동참가모형을 분석해야 한다. 이에 따라 본 연구에서는 시장
임금(market wage)과 유보임금(reservation wage)의 관계로서 경제활동참가를 설명하는 모
형 즉, 식 (1)을 이용하여 우리 나라 여성의 경제활동참가에 영향을 주는 주요 요인을 분석
하였다. 식 (1)에서 T는 경제활동 참가여부를 나타내는 변수로서, 경제활동에 참가하면 1,
그렇지 않으면 0이다. x, y는 각각 시장임금과 유보임금을 결정하는 설명변수집합을 나타낸
다. 실제 설명변수의 계수추정은 최우법(maximum likelihood method)으로 식(2)를 추정하였
다. (추정모형의 구체적인 형태와 추정방법에 대해서는 <부표 2>을 참조).
P i[T i=1]=f(x i,y i)=f(z i)
L =
모형추정은 주요 요인이 여성 경제활동참가에 영향을 주는 정도와 그와 같은 영향의 크기를
살펴보기 위해서 1985년, 1992년, 1997년 3개년을 대상으로 하였으며, 비교가 가능하도록 3
개년도 경제활동참가모형의 추정에 동일한 설명변수를 사용하였다. 분석에 사용된 주요한
설명변수는 <표 4>와 같고,12)<지역여성 노동수요 변수는 지역별 3차 산업구성비가 전국 평
균값보다 높으면 여성인력에 대한 수요가 높은 지역, 그렇지 않으면 수요가 높지 않은 지역
으로 구분하였다. 분석에 사용된 설명변수 이외에도 여성취업실태조사에는 여성취업에 대한
남편태도를 나타내는 조사항목도 있으나, 동 조사항목은 취업자, 실업자 그리고 취업희망
비경제활동자만을 대상으로 조사함에 따라 설명변수에서 제외시켰다.> 분석자료는 한국여성
개발원이 생산한 제1차, 2차, 3차 ？여성취업실태조사？자료를 활용하여 사용하였다.13)<제
1차, 2차, 3차 여성취업실태조사의 범위와 대상 그리고 조사항목에 대해서는 한국여성개발
원(1986,1992,1997), 「여성의 취업실태조사」를 참조.
통계청의 자료에 의하면 전체기혼여성 경제활동참가율은 1985년 41.0%에서 1992년 47.0%로
크게 증가하였다. 그리고 1997년에도 49.5%로 상당히 증가하는 경향을 보였다. 즉, 분석대
상 기간 동안에 기혼여성의 경제활동참가율은 크게 증가하였다. 일반적으로 농가에 거주하
는 기혼여성들은 대부분이 무급가족종사자로서 경제활동을 하고 있다. 따라서 기혼여성이
원하기만 하면 취업이 가능하고 또한 경제활동과 가사 및 육아의 병행이 용이하며, 직주(職
住)거리가 대체로 짧다. 결과적으로 농가 기혼여성의 경제활동참가에 영향을 미치는 요인은
비농가 기혼여성과 상당히 다를 수 있다. 이에 따라 일부 연구자들은 여성의 경제활동참가
를 경제활동참가 여부라는 이원적인 선택(binary choice)이 아니라, 경제활동참가 여부와
농가취업여성 대부분의 종사상지위인 무급가족종사자로서의 취업이라는 다원적인 선택
(multiple choice)으로 분석하기도 한다. 본 연구에서도 농가여성의 경제활동이 가진 이와
같은 특징과 함께 농가의 감소로 인해서 농가에 거주하는 기혼의 표본 수가 1997년에 급격
히 감소한 점을 감안하여, 비농가에 거주하는 기혼여성만을 분석대상으로 하였다. 한국여성
개발원의 취업실태조사에 의하면 비농가에 거주하는 기혼여성 경제활동참가율은 1985년에
41.7%, 1992년 42.7%, 그리고 1997년에 44.7%이었다.
<표 4> 분석에 사용된 설명변수
----------------------------+--------------------------------------------------------
변 수 명 | 내 용
------------------+---------+--------------------------------------------------------
학력더미 | Dedu1 | - 고졸을 나타내는 더미변수
| | - 고졸이면 1, 그렇지않으면 0임.
------------------+---------+--------------------------------------------------------
| Dedu2 | - 전문대졸 이상을 나타내는 더미변수
| | - 전문대졸 이상이면 1, 그렇지않으면 0임.
------------------+---------+--------------------------------------------------------
연 령 | Age | - 연령을 나타내는 연속변수(15-64세)
------------------+---------+--------------------------------------------------------
| Agesq | - 연령변수의 제곱값(Age×Age)
------------------+---------+--------------------------------------------------------
경 력 | Exp | - 15세 이후 총경력을 나타냄
| | *회상법(retrospective method)으로 조사된 결과임.
------------------+---------+--------------------------------------------------------
6세미만 자녀 | Ch6 | - 연령이 만6세 미만인 자녀의 유무를 나타내는 더미변수
| | - 6세 미만 자녀가 있으면 1, 그렇제 않으면 0.
------------------+---------+--------------------------------------------------------
타가구원 소득 | Oincome | - 본인을 제외한 가구원의 소득(단위:만원)
| | * (총가구소득-본인의 소득)
------------------+---------+--------------------------------------------------------
배우자 여부 | Dmar | - 배우자 존재를 나타내는 더미변수
| | - 배우자가 있으면 1, 그렇지 않으면 0.
------------------+---------+--------------------------------------------------------
지역여성노동수요 | Fdem | - 여성인력에 대한 지역수요를 나타내는 더미변수
| | - 여성수요가 높은 지역은 1, 그렇지 않으면 0임.
------------------+---------+--------------------------------------------------------
2. 경제활동참가율의 변동요인분석 결과
기혼여성의 경제활동참가함수를 추정한 결과는 <표 5>와 같다. 기혼여성 경제활동참가모형
의 추정결과를 보면 설명변수 거의 모두 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 설명변수의
추정결과를 보면 먼저 교육수준을 나타내는 더미변수는 1985년과 1992년에는 모두 음의 방
향으로 통계적으로 유의미하였다. 그러나 1997년에는 학력변수의 추정계수가 모두 양을 나
타내었고, 특히 대졸 더미변수의 추정계수는 양의 방향으로 통계적으로 유의미한 결과를 보
였다. 일반적으로 학력이 높으면 시장임금이 높아져서 경제활동참가율을 높이는 효과뿐만
아니라 가사노동의 시간당 가치, 그리고 유보임금수준을 높여서 경제활동참가율을 낮추는
효과도 있다. 그러나 대부분의 선행연구결과에 의하면 교육수준은 경제활동참가율을 높이는
결과를 보인다.14)<김태홍(1998)의 연구결과에 의하면 우리나라의 경우 선택편기
(selectivity bais)를 제거한 상태에서 임금함수를 추정하고, 이렇게 추정된 함수를 기초로
구한 시장임금과 유보임금에 영향을 주는 변수를 중심으로 여성 경제활동참가함수를 추정한
결과에 의하면 학력변수는 음의 방향으로 유의미하게 나타났다. 즉 우리나라의 경우 교육수
준은 서로 다른 두가지 방향으로 여성 경제활동참가에 영향을 미침으로, 학력변수의 추정계
수가 통계적으로 무의미하거나 추정계수가 마이너스로 나타나는 연구결과가 많다.>
<표 5> 연도별 경제활동참가요인의 추정결과
------------+---------------------+-----------------------+--------------------------
| 1985 | 1992 | 1997
+-----------+---------+------------+----------+------------+-------------
| 추정계수 | t-value | 추정계수 | t-value | 추정계수 |t-value
------------+-----------+---------+------------+----------+------------+-------------
Intercept | -2.5376***| -6.764 | -3.0036*** | -5.977 | -2.2740*** |-4.842
Dedul | -0.3567***| -5.906 | -0.1388** | -1.924 | 0.0549 | 0.802
Dedu2 | -0.1159 | -1.093 | -0.2307*** | -2.418 | 0.2856*** | 3.006
Age | 0.1744***| 9.472 | 0.1866*** | 7.667 | 0.1386*** | 6.425
Agesq | -0.0025***| -11.457 | -0.0026*** | -9.153 | -0.0020*** |-8.241
Exp | 0.0662***| 16.156 | 0.0597*** | 13.909 | 0.0440*** |12.628
Ch6 | -0.3382***| -5.252 | -0.2827*** | -3.956 | -0.5456*** |-7.206
Oincome | -0.0062***| -7.552 | -0.0014*** | -3.915 | -0.0016** |-6.054
Dmar | -0.3682***| -4.014 | -0.3912*** | -3.145 | -0.1848** |-1.916
Fdem | 0.1548***| 3.095 | 0.1925*** | 3.169 | 0.2338*** | 4.383
------------+-----------+---------+------------+----------+------------+-------------
Chi Squared | 3854.30 | 2139.58 | 2424.56
관찰갯수 | 3,070 | 2,082 | 2,370
------------+---------------------+-----------------------+--------------------------
주：***, **, *는 각각 0.01%, 0.05%, 0.10%에서 통계적으로 유의미함을 나타냄.
학력변수의 추정결과에 의하면 1985년에는 다른 조건이 일정하면 고졸 기혼여성의 경제활동
참가율이 중졸 이하보다 13.5% 포인트나 낮았다.15)<경제활동참가를 설명하는 변수
(explanatory variables)의 한계효과는 <부록 1>의 식(6)으로 구할 수 있다.> 그리고 대졸
기혼여성은 중졸보다 4.5%포인트 낮았으나, 통계적으로 무의미(insignificant)하였다. 1992
년에는 고졸과 중졸 이하 기혼여성의 경제활동참가율 차이는 좁혀져, 고졸여성은 중졸에 비
해서 5.4% 포인트 낮았다. 그러나 중졸과 대졸의 격차는 더욱 확대되어, 대졸여성은 중졸에
비해서 8.9%포인트나 낮았다. 그러나 1997년에는 대졸 기혼여성의 경제활동참가율이 고졸이
나 중졸보다 높아서, 대졸의 경제활동참가율은 중졸 이하에 비해서 10.5% 포인트나 높아졌
다. 고졸도 중졸 이하에 비해서 1.9%포인트 정도 높아졌으나, 고졸 더미변수의 추정결과는
통계적으로 유의미하지 않았다. 이와 같은 추정결과는 기혼여성의 교육수준이 경제활동참가
에 미친 영향이 1985년 이후 상당히 변화되었음을 의미한다. 즉, 1985년과 1992년에는 기혼
여성의 학력수준이 높아질수록 시장임금보다 유보임금의 증가가 더 높아져서, 중졸 기혼여
성보다 고졸이나 대졸의 경제활동참가율이 더 낮은 특징을 보였다. 이에 비해서 1997년에는
학력에 따른 시장임금의 증가가 유보임금의 증가보다 더 높아져서, 고학력 기혼여성일수록
경제활동참가율이 높은 특징을 보였다. 뿐만 아니라 15세 이상 여성인구의 학력별 분포를
보아도, 여성의 고등교육기관에 대한 진학률의 증가로 인해서 고졸과 전문대졸의 구성비가
지속적으로 증가되었다.(<부표 1> 참조).16)<「여성취업실태조사」에 의하면 1992년 동부
(urban sector)에 거주하는 여성의 16.1%가 전문대졸이었고, 1997년에는 19.0%로 증가하였
다. 그러나 경제활동참가함수의 설명변수에 포함된 기혼여성 전문대졸 이상 더미변수의 평
균값은 1997년에 13.6%로 하락하였는데, 이것은 비농가에 거주하는 전문대졸 이상 여성 중
의 일부가 미관측(missing)된데 기인한다. 그 결과 여성인구의 고학력화는 1985∼92년에는
경제활동참가율을 낮추는 방향으로 작용하였고, 1992∼97년에는 참가율을 더욱 높이는 방향
으로 영향을 주었을 것으로 보인다.
경력변수의 추정계수를 보면 1985년, 1992년, 1997년 모두 통계적으로 유의미한 양(陽)의
값을 나타내었다. 즉, 경력은 기혼여성의 경제활동참가에 긍정적인 영향을 주는 것으로 나
타났는데, 이것은 경력이 많을수록 취업으로 인해서 받을 수 있는 시장임금(market wage)이
높기 때문이다. 그러나 기혼여성의 경력변수가 경제활동참가율에 미치는 영향은 연도별로
다소 차이가 있다. 1985년에 경력년수 1년은 기혼여성의 참가확률을 약 2.5% 포인트, 1992
년에는 2.3% 포인트 그리고 1997년에는 1.7% 포인트 정도 증가시켰다.17)<경력변수의 한계
효과는 경력평균치를 기준으로 산정한 것임.> 즉, 경력변수가 참가율에 미치는 영향은 최근
에 올수록 조금씩 줄어들었는데, 이것은 기혼여성의 경력에 따른 임금증가분이 점차 낮아지
고 있음을 의미한다. 이와 같은 결과는 동일한 자료를 이용하여 기혼여성취업자의 임금함수
를 추정한 결과에서도 동일하게 나타난다.18)<임금함수의 추정결과에 의하면 경력 1년증가
에 따른 임금증가분이 1992년에는 0.0234이었으나, 1997년에는 0.0187로 낮아졌다.> 이와
함께 기혼여성의 경력년수도 지속적으로 증가하는 경향을 보였는데, 이와 같은 생애취업경
력의 증가 또한 기혼여성 경제활동참가율의 증가에 상당한 영향을 미쳤다.
기혼여성의 경제활동참가에 영향을 주는 주요한 요인 중의 하나는 6세 미만 자녀의 유무이
다. 가구에 6세 미만 자녀의 존재는 기혼여성의 유보임금을 증가시킴에 따라, 이들 집단의
경제활동참가에 상당히 부정적인 영향을 미친다. 우리 나라 비농가 기혼여성의 경제활동참
가모형에 대한 추정결과에서도 6세 미만 자녀의 존재는 통계적으로 유의미한 음(陰)의 영향
을 준 것으로 나타났다. 추정계수에 의하면 1985년에 만6세 미만 자녀가 있는 기혼여성은
다른 조건이 동일한 6세 미만 자녀가 없는 기혼여성보다 경제활동참가율에 비해서 13.0% 포
인트나 낮은 것으로 나타났다. 이와 같은 경제활동참가율의 차이는 1992년에는 10.9%로 좁
혀졌으나 1997년에는 20.6%포인트로 확대되었다. 즉, 최근에 들어서 만6세 미만 자녀의 존
재는 기혼여성의 경제활동참가에 더욱 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
그러나 여성취업실태조사를 기초로 기혼여성 중에서 6세 미만 자녀를 가진 여성의 비율을
보면, 출산율의 지속적인 하락으로 인해서 1985년에 44%, 1992년 39.0% 그리고 1997년
28.0%로 지속적으로 감소하고 있다. 이와 같은 6세 미만 자녀를 가진 기혼여성비율의 감소
는 여성 경제활동참가율에 상당히 긍정적인 영향을 미칠 것이다. 즉, 전체 기혼여성측면에
서 보면 출산율의 지속적인 감소로 6세 미만 자녀의 존재 때문에 경제활동에 참가하지 않는
여성비율은 계속 줄어들었으나, 개별 기혼여성측면에서 보면 6세 미만 자녀를 가진 기혼여
성은 과거보다 더욱 경제활동에 참가하기 힘들어졌음을 알 수 있다.
연령변수의 추정결과를 보면 다른 변수를 통제하고 기혼여성의 연령이 경제활동참가에 미치
는 영향을 보면 1985∼97년 모두 역U자의 형태를 나타내었다. 즉, 비농가 기혼여성의 경제
활동참가율은 일정 연령까지는 계속 증가하다가, 일정 연령에 도달한 이후에는 다시 하락하
였다. 다른 조건이 일정한 상황에서 역U자의 정점은 대략 35세이었고, 표본 기혼여성의 평
균연령을 중심으로 연령 1세 증감은 경제활동참가율을 대략 1.0∼1.5% 포인트 정도 증감시
켰다. 표본 기혼여성의 평균연령을 보면 여성의 평균수명의 연장으로 인해서 1985년에 37.7
세, 1992년 38.5세, 1997년에 40.8세로 증가되었다. 이와 같은 1985년 이후 비농가부문 기
혼여성의 평균연령의 증가는 여성 경제활동참가율을 낮추는 역할을 했다.
가구소득에서 여성 자신의 소득을 공제한 기타 가구원의 소득수준은 여성의 경제활동에 음
(negative)의 영향을 미친다. 기혼여성 경제활동참가모형에 대한 추정결과에서도 3개년 모
두 기타가구원의 소득은 경제활동참가율이 음의 방향으로 유의미한 영향을 미치는 것으로
나타났다. 그러나 기타가구원의 소득이 기혼여성의 참가율에 미치는 부정적인 영향은 1985
년에 비해서 약화되었다. 즉, 최근에 접어들수록 기타 가구원의 소득이 기혼여성 경제활동
에 미치는 부(負)의 소득효과가 약화되는 경향을 보였다. 이외에 기혼여성의 배우자 유무는
가구의 경제적 상태를 나타내는 또 다른 변수라고 할 수 있다. 따라서 배우자가 없는 이혼,
사별, 별거 중인 기혼여성은 가구의 경제적인 필요성 때문에 유배우 여성보다 경제활동에
참가할 가능성이 크다. 1985년, 1992년, 1997년의 유배우를 나타내는 더미변수의 추정결과
를 보면 경제활동에 음(陰)의 방향으로 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났
다. 그리고 유배우를 나타내는 변수의 영향 또한 1997년에 들어와서는 상당히 약화되어, 배
우자가 있어도 경제활동에 참가하는 여성의 비율이 점차 증가하고 있음을 알 수 있다.
여성 경제활동에 영향을 미치는 또 다른 요인으로는 경제·사회적 여건을 들 수 있다. 이와
같은 여건 중에서 대표적인 것이 여성노동에 대한 수요이다. 일반적으로 노동시장간에 존재
하는 산업의 구조적인 특성으로 인해서 여성인력에 대한 수요가 높으면, 여성의 경제활동참
가율도 높을 것이다. 이에 따라 본 연구에서도 특정 기혼여성이 거주하고 있는 지역산업의
서비스화 정도를 지수화하여 여성노동수요에 대한 대리변수(proxy variable)로 사용하였
다.19)<여성노동수요지수를 처음 사용한 Browen&Finegan(1969)은 이 지수를 다음과 같은 방
식으로 구했다. 즉, '산업별로 총 취업자에 대한 여성비율'(F)을 산정하고, 각 지역별로 '
해당 산업별 총 취업자 수에 F를 곱한다(X).' 마지막으로 각 지역별로 '(각 산업별로 산정
된 X를 합한 값)을 지역 총 취업자 수로 나누어서' 만든다. 본 연구에서는 지역별 전체 취
업자 중에서 3차 산업에 종사하는 취업자의 비율을 구해서, 해당 구성비가 전국 평균값을
넘으면 1, 그렇지 않으면 0으로 더미(dummy)처리하였다.> 여성노동수요를 나타내는 변수의
추정계수를 보면 모두 양(陽)의 방향으로 통계적으로 유의미하였다. 즉, 여성에 대한 노동
수요가 높은 지역일수록 비농가 기혼여성의 경제활동참가율도 높은 것으로 나타났다. 그러
나 연도별로 보면 여성노동수요지수가 기혼여성 경제활동참가율에 미치는 영향은 점차 높아
져 가는 것을 알 수 있다. 즉, 1985년에는 서비스업 구성비가 10% 정도 증가함에 따라 여성
경제활동참가율이 0.58% 포인트 정도 높아졌으나, 1997년에는 0.87% 포인트 정도 높아졌
다.20)<여성노동수요지수를 나타내는 변수의 평균치를 보면 1992년 0.613에서 1997년 0.488
로 하락하였다. 이것은 동 기간 중에 인천지역의 제조업화로 인해서 인천산업 중에서 서비
스구성비가 평균이하로 하락한데 기인한다.>
일반적으로 여성취업에 대한 남편의 태도 또한 여성의 경제활동참가에 상당한 영향을 미친
다. 여성의 취업실태조사에도 조사대상인 여성 자신의 경제활동에 대한 태도와 남편의 태도
가 모두 조사되어 있다. 그러나 여성 자신의 경제활동에 대한 태도는 1985년에만 조사되어
있고, 1997년에 조사된 태도의 조사항목은 1985년과 다소 차이가 있어서, 분석에 활용하는
데 한계가 있다. 또한 남편의 태도에 대한 조사도 경제활동을 하는 여성과 취업을 희망하는
비경제활동여성만을 대상으로 되어 있음에 따라, 경제활동참가모형의 설명변수로 활용하는
데 다소 한계가 있다. 그러나 남편들이 경제활동여성과 취업희망 비경제활동여성의 취업에
대한 태도를 비교하면, 연도에 관계없이 경제활동여성의 남편이 배우자의 취업에 보다 긍정
적인 태도를 보이고 있었다.
또한 최근 연도로 올수록 경제활동을 하고 있는 기혼여성의 남편은 배우자의 취업을 긍정적
으로 보는 비율이 더욱 높아지고 있다. 취업희망 비경제활동여성의 남편도 여성취업을 반대
하는 비율은 감소하는 추이를 보였으나, 찬성하는 비율은 거의 비슷한 수준을 유지하고 있
었다. 이와 같은 현상은 지난 1985년 이후 기혼여성의 경제활동참가율 증가에 남편의 기혼
여성취업에 대한 태도의 변화가 상당한 영향을 주었음을 간접적으로 나타내어준다.
<표 6> 남편의 기혼여성의 취업에 대한 태도변화
(단위: %)
-----------------------------+------------+----------+-----------+--------+----------
| 매우 찬성 | 찬성 |그저그렇다 |반대 |매우 반대
-------+---------------------+------------+----------+-----------+--------+----------
1985 | 경제활동 기혼여성 | 7.2 | 46.5 | 22.7 | 22.1 | 1.4
+---------------------+------------+----------+-----------+--------+----------
| 취업희망 비경제활동 | 5.0 | 46.4 | 12.4 | 30.9 | 5.3
-------+---------------------+------------+----------+-----------+--------+----------
1992 | 경제활동 기혼여성 | 9.1 | 52.9 | 25.3 | 11.6 | 0.9
+---------------------+------------+----------+-----------+--------+----------
| 취업희망 비경제활동 | 5.8 | 39.2 | 19.5 | 29.5 | 6.1
-------+---------------------+------------+----------+-----------+--------+----------
1997 | 경제활동 기혼여성 | 8.5 | 56.2 | 26.2 | 7.9 | 1.3
+---------------------+------------+----------+-----------+--------+----------
| 취업희망 비경제활동 | 5.5 | 40.2 | 24.9 | 22.4 | 7.0
-------+---------------------+------------+----------+-----------+--------+----------
자료： 한국여성개발원(1985, 1992, 1997), 「여성의 취업실태조사」, 원자료.
Ⅳ. 결 론
우리 나라 여성 경제활동참가율의 변화에 대한 지금까지의 분석에 의하면, 1963년 이후 지
속적으로 증가한 우리 나라 경제활동참가율은 주로 여성에 의해서 주도되었다. 부문별로 여
성 참가율의 변화를 보면 1960년대 초∼1970년대 중반까지는 농가여성 그리고 1970년대 중
반이후에는 비농가여성의 경제활동참가율이 상대적으로 크게 증가하였으나, 농가, 비농가
모두 여성참가율이 지속적으로 증가하는 추이를 보였다. 그러나 부문별 여성인구구조는 경
제활동참가율이 높은 농가여성인구구성비를 낮추는 방향으로 변화됨으로써, 여성 경제활동
참가율을 낮추는 역할을 하였다.
우리 나라 여성 경제활동참가율의 대표적인 특징 중의 하나가 쌍봉형 연령계층별 참가율 곡
선이다. 이에 연령계층별 참가율을 보면 15~19세 여성의 참가율은 상급학교의 진학률 증가
로 인해서 지속적으로 하락하는 추이를 보였다. 이와 같은 하락추이는 고등학교 취업률이
1999년에 97%에 도달함에 따라 하락추세가 둔화되기는 하나, 학업과 시간제취업이 가능한
형태로 대학입시제도가 개편되지 않는 한 증가세로 반전되지는 않을 것이다. 20~24세 여성
의 경제활동참가율은 1980년대와 1990년대에 지속적으로 상승해왔으나, 그 증가세가 점차
둔화되고 있다. 특히 지식기반경제로 접어들면서 산업구조에 신축적으로 대응하는 방향으로
여성인적자원이 양성되지 않으면 선진국의 수준인 70∼80% 수준으로 진입하는데 상당히 오
랜 시간이 필요할 것으로 보인다. 25~29세, 30~34세 연령층의 참가율은 1997년까지 지속적
으로 증가하였는데, 향후 이들 연령층의 경제활동참가율 변동은 남녀근로자의 취업을 지원
하는 각종 가족친화적(family-friendly)인 고용정책 및 제도의 정착과 밀접한 관계를 가질
것이다. 35세 이상 여성의 경제활동참가율은 1998년의 구조조정에 가장 영향을 적게 받았
고, 1999년에는 회복세로 전환되었다. 이들 연령층 여성의 참가율은 기업의 노동유연화 전
략의 실시에 따른 비정규직 고용형태의 확산으로 더욱 증가될 것으로 보였다. 학력별 여성
참가율의 변화를 보면 1980년대 후반에는 모든 학력집단에서 경제활동참가율이 증가하였다.
그러나 1990년대에는 경기침체기인 1998년을 제외하고 고학력여성의 참가율은 계속해서 증
가하는데 비해서, 저학력여성의 참가율은 소폭 증가 내지는 정체상태를 보였다.
또한 여성의 경제활동참가율에 영향을 주는 요인과 그와 같은 영향의 변화추이를 보면,
1985년과 1992년에는 기혼여성의 학력수준이 높아질수록 시장임금보다 유보임금의 증가가
더 높아져서, 중졸 기혼여성보다 고졸이나 대졸의 경제활동참가율이 더 낮은 특징을 보였
다. 이에 비해서 1997년에는 학력에 따른 시장임금의 증가가 유보임금의 증가보다 더 높아
져서, 고학력 기혼여성일수록 경제활동참가율이 높은 특징을 보였다. 또한 1985년에 경력년
수 1년이 증가하면 기혼여성의 참가확률을 약 2.5% 포인트, 1992년에는 2.3% 포인트 그리고
1997년에는 1.7% 포인트정도 증가되었다. 전체 기혼여성 측면에서 보면 출산율의 지속적인
감소로 6세 미만 자녀의 존재 때문에 경제활동에 참가하지 않는 여성비율은 계속 줄어들었
으나, 개별기혼여성측면에서 보면 6세미만 자녀를 가진 기혼여성은 과거보다 더욱 경제활동
에 참가하기 힘들어졌다. 그리고 기타가구원의 소득은 경제활동참가율이 음의 방향으로 유
의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 기타가구원의 소득이 기혼여성의 참가율에
미치는 부정적인 영향은 1985년에 비해서 약화되었다. 즉, 최근에 접어들수록 기타 가구원
의 소득이 기혼여성 경제활동에 미치는 부(負)의 소득효과가 약화되는 경향을 보였다. 또한
최근에는 배우자가 있어도 경제활동에 참가하는 여성의 비율이 점차 증가하는 특징을 보였
다.
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裵海善(1995), ‘日韓 女子勞動供給の タイムシリ-ス”分析,’ ？日本經濟硏究？, 日本經濟
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<부표 1> 주요 변수에 대한 평균과 표준편차
-----------------------+-------------------------------------------------------------
| 1985 1992 1997
-----------------------+-------+----------+---------+----------+--------+------------
|평균값 |표준편차 | 평균값 |표준편차 | 평균값 |표준편차
-----------------------+-------+----------+---------+----------+--------+------------
교육 고졸더미(%) | 27.3 | (0.45) | 37.3 | (0.48) | 41.9 | (0.49)
-----------------------+ | | | | |
수준 전문대졸이상(%) | 6.3 | (0.24) | 15.5 | (0.36) | 13.6 | (0.34)
-----------------------+ | | | | |
연령 (세) |37.68 | (10.91) | 38.50 | (10.62) | 40.77 | (10.71)
-----------------------+ | | | | |
경력년수( 연 단위) | 6.72 | (7.45) | 7.82 | (8.39) | 8.77 | (8.69)
-----------------------+ | | | | |
혼인상태(유배우)(%) | 87.3 | (0.33) | 91.0 | (0.29) | 89.8 | (0.30)
-----------------------+ | | | | |
6세이하 자녀있음(%) | 44.0 | (0.50) | 39.0 | (0.49) | 28.0 | (0.45)
-----------------------+ | | | | |
타가구원 소득(만원) |40.39 | (34.50) | 107.99 |(90.49) | 150.45 |(106.83)
-----------------------+ | | | | |
여성노동 수요변수(%) | 54.7 | (0.50) | 61.3 | (0.49) | 48.8 | (0.50)
-----------------------+-------+----------+---------+----------+--------+------------
<부표 2> 여성의 경제활동참가 요인에 대한 분석 모형
개인의 노동공급은 시장임금(market wage)과 유보임금(reservation wage)의 관계에 의해서
결정된다. 즉, 특정 개인이 노동을 공급함으로써 얻게 되는 기대수익인 시장임금과 여가시
간에 대한 주관적 가치를 나타내는 유보임금을 비교하여, 시장임금이 요구임금보다 높은 경
우에 경제활동에 참가하게 된다. 이와 같은 노동공급함수는 식(1)과 같이 나타낼 수 있다.
식(1)에서 T는 경제활동참가여부를 나타내는 변수로서, 경제활동에 참가하면 1, 그렇지 않
으면 0이다. wm, wr는 각각 시장임금과 유보임금, x, y는 각각 시장임금과 유보임금을 결정
하는 설명변수집합을 나타낸다. ε0i =(ε1i-ε2i)인 σi가 평균이 0이고 분산이 0i인 정규
분포를 보인다면, 특정 개인이 경제활동에 참가할 확률을 나타내는 식(1)은 식(2)와 같은
프로비트모형(probit model)으로 나타낼 수 있다.
표본이 n명이라 하고, 이들 표본 중에서 첫 번째 m명이 경제활동에 참가하고, 나머지 n-m명
이 경제활동에 참가하지 않았다고 가정하자. 그러면 표본을 관찰할 수 있는 확률
(likelihood)은 식(3)과 같고, 경제활동참가를 설명하는 변수의 계수추정은 식(4)를 최우법
(maximum likelihood method)을 사용하여 이루어진다. 식(4)의 1차조건(first-order
condition)은 식 (5)와 같다.
？？
