대안복지패러다임 연속 세미나 ⑤

한국사회의 신․구 사회위험

경제위기 이후 한국의 빈곤양태:

빈곤을 통해본 구(舊)사회위험의 존속과 신(新)사회위험의 확대

일시 : 2007년 7월13일 (금) 오후 2시

장소 : 참여연대 2층 강당

주최 :  사회복지위원회

한국 복지체제의 대안 -

소외되지 않는 노동, 민주주의, 연대를 말한다

I. 일정 및 장소

․ 기간 | 2007년 5월 4일 ~ 2007년 10월 12일 (총10회), 오후 3시~ 오후 6시

․ 장소 | 참여연대 강당

․ 문의 | 참여연대 사회복지위원회(담당: 전은경 복지노동팀장 / 차은하 간사 / 723-5056)

주제 1 5월 4일(금)	산업․경제구조의 변화와 사회정책 발표 | 대안적 산업발전 경로에 대한 모색 정준호/강원대학교 부동산학과 교수 사회 | 김종해/가톨릭대학교 사회복지학과 교수 토론 | 남기철/동덕여자대학교 사회복지학과 교수 신광영/중앙대학교 사회학과 교수
주제 2 5월 18일(금)	정치지형 변화와 복지정치 발표 | 세계화, 복지국가, 민주주의-한국의 복지국가 전망과 복지정치 강명세/세종연구소 수석연구위원 사회 | 문진영/서강대학교 사회복지학과 교수 토론 | 남찬섭/빈부격차차별시정위원회 행정관 이태수/꽃동네현도사회복지대학교 교수 주은선/서울대학교 사회과학연구원 연수연구원
주제 3 6월 8일(금)	한미FTA와 보건복지 발표 | ① 한미 FTA가 보건의료정책에 미칠 영향 우석균/의사․보건의료단체연합 정책국장 ② 한미 FTA에 따른 사회복지정책 대응 방안 이태수/꽃동네현도사회복지대학교 교수 사회 | 조흥식/서울대학교 사회복지학과 교수 토론 | 이찬진/변호사
주제 4 6월 29일(금)	복지체제의 대안모색 발표 | ① 대안 복지모델로서 사회투자 전략의 의미와 접근경로 김연명/중앙대학교 사회복지학과 교수 ② 사회투자의 확대를 위한 조세개혁의 방향과 과제 김재진/한국조세연구원 연구위원 사회 | 백종만/전북대학교 사회복지학과 교수 토론 | 김영순/서울산업대학교 교양학부 교수 노대명/한국보건사회연구원 사회보장연구본부 연구위원
주제 5 7월 13일(금)	한국사회의 신․구 사회위험 발표 | 한국사회의 새로운 사회위험과 사회정책의 과제 윤홍식/전북대학교 사회복지학과 교수 사회 | 김종해/가톨릭대학교 사회복지학과 교수 토론 | 문진영/서강대학교 사회복지학과 교수 이진석/서울대학교 의료관리학교실 교수 최 영/중앙대학교 사회복지학과 교수 ※ 7월 13일 세미나 시작 시간은 오후2시 입니다.
주제 6 8월 17일(금)	양극화와 사회복지 발표 | 양극화와 사회서비스체계의 재편 남기철/동덕여자대학교 사회복지학과 교수 사회 | 이영환/성공회대학교 사회복지학과 교수 토론 | 류만희/상지대학교 사회복지학과 교수 손병돈/평택대학교 사회복지학과 교수
주제 7 8월 31일(금)	노동시장의 사회적 위험 발표 | 한국사회의 비정규 노동의 문제점과 대안적 정책프레임 정이환/서울산업대학교 교양학부 교수 사회 | 이병훈/중앙대학교 사회학과 교수 토론 | 류만희/상지대학교 사회복지학과 교수 이주희/이화여자대학교 사회학과 교수 지은구/계명대학교 사회복지학과 교수
주제 8 9월 14일(금)	보건의료정책과 건강권 발제 | 사회적 기본권 보장을 위한 보건의료 정책의 개혁방향 이진석/서울대학교 의료관리학교실 교수 사회 | 신영전/한양대학교 예방의학과 교수 토론 | 이원영/중앙대학교 예방의학과 교수 조경애/건강세상네트워크 대표
주제 9 9월 28일(금)	복지정책의 지방화 발표 | 지방화 시대, 복지정책의 방향 김필두/한국지방행정연구원 정책연구실 수석연구원 사회 | 백종만/전북대학교 사회복지학과 교수 토론 | 이인재/한신대학교 재활학과 교수 이재원/부경대학교 행정학과 교수
주제 10 10월 12일(금)	복지운동의 새로운 전략 모색 사회 | 김종해/가톨릭대학교 사회복지학과 교수 좌담 | 난상토론

II. 세미나 전체일정

글 싣는 순서

세미나 순서		1
발제문 / 경제위기 이후 한국의 빈곤양태: 빈곤을 통해본 구(舊)사회위험의 존속과 신(新)사회위험의 확대 윤홍식 / 전북대학교 사회복지학과 교수		2
토론문 1 / 최근의 중요한 건강 위험과 건강정책과제 이진석 / 서울대학교 의료관리학교실 교수		24
토론문 2 / “경제위기 이후 한국의 빈곤양태” 발표에 대하여 최 영 / 중앙대학교 사회복지학과 교수		31
토론문 3 / “한국의 신·구 사회위험” 대한 토론문 문진영 / 서강대학교 사회복지학과 교수		34

세미나 개요 및 순서

[사 회]	김종해 / 가톨릭대학교 사회복지학과 교수

[발제1]	경제위기 이후 한국의 빈곤양태: 빈곤을 통해본 구(舊)사회위험의	존속과 신(新)사회위험의 확대

윤홍식/전북대학교 사회복지학과 교수

[토 론]	문진영 / 서강대학교 사회복지학과 교수

이진석 / 서울대학교 의료관리학교실 교수

최  영 / 중앙대학교 사회복지학과 교수

(이상 가나다 순)

[결 론]	토론자 마무리 발언 및 사회자 정리

	발제문
	경제위기 이후 한국의 빈곤양태: 빈곤을 통해본 구(舊)사회위험의 존속과 신(新)사회위험의 확대
	윤 홍 식(전북대학교 사회복지학과 교수)

1. 문제제기

저출산과 고령화로 대표되는 새로운 사회위험의 확산은 한국사회에서 복지국가의 역할에 대한 다양한 논의를 제기하고 있다. 이로 인해 한국복지국가의 역할이 소득분배에서 사회서비스 확대로 전환되어야한다는 논의가 증가하고 있다. 사회투자국가(또는 전략), 사회서비스국가, 적극적 사회정책 등은 한국사회가 직면한 새로운 사회위험에 대한 정책대응방식을 모색하면서 제기되고 있는 다양한 대안들이라고 판단된다. 그러나 권위주의적 발전국가의 경제성장 제일주의를 벗어나기 시작한지 얼마 되지 않은 한국사회의 상황은 산업화된 서구 복지국가들에서 이들 대안들이 제기된 상황들과 근본적으로 다르다. 물론 한국사회도 저출산과 고령화 현상으로 대표되는 새로운 사회위험이 확대되고 있는 것은 사실이지만 소위 구사회위험이라고 지칭되는 노령, 실업 등으로 인한 문제 또한 여전히 주요한 사회위험으로 존재하고 있다.

그러나 이러한 신사회위험과 구사회위험이 어떠한 양태로 확대되고 존재하는지에 대해서는 담론만 존재할 뿐 구체적 실태는 파악되고 있지 않다. 도시가계가구의 빈곤추계를 분석한 김교성(2007: 152-3)의 연구를 보면 경제위기 이전 7.9~8.7%이던 상대적 빈곤율이 경제위기 직후인 1998년과 1999년 각각 10.3%, 10.5%로 증가하고, 이후에 다소 감소했다가 2004년과 2005년에 11.6%로 외환위기 직후보다 상황이 더 악화된 것으로 나타나고 있다. 최저생계비를 기준으로 한 절대 빈곤율도 외환위기 이전인 1996년 3.1%에서 경제위기 직후 인 2000년에는 7.97%로 4.89%P 증가한 것으로 나타났다 (김미곤․김태환, 2004). 이러한 연구들은 경제위기 이후 한국사회의 빈곤의 전체적인 상을 그리는 데는 도움이 되지만 새롭게 제기되는 사회위험이 이러한 빈곤추세와 어떠한 연관성을 가지고 있는가에 대해서는 적절한 답을 주고 있지 못하다.

이러한 문제의식에 근거해 본 논의는 경제위기 이후 한국사회의 빈곤문제를 신·구사회위험과 관련된 요인들을 통해 비교분석하고자 한다. 이를 통해 본 연구는 한국사회에서 신사회위험이 확대되고 있는 것은 사실이지만 구사회위험도 여전히 주요한 위험요인으로 남아 있음을 지적하고자 한다. 그럼으로써 한국복지국가의 과제는 단순히 새롭게 제기되는 사회적 위험에 대한 대응뿐만 아니라 (오히려 더) 광범위하게 존재하는 구사회위험에 대한 대응 또한 필수적임을 강조하고자 한다. 만약 한국사회에서 소위 구사회위험이 광범위하게 존재한다면 한국사회의 정책대응은 산업화된 서구 복지국가들과는 달리 복지자원을 구사회위험에서 신사회위험으로 이전시키는 것이 아니라, 현재 광범위하게 존재하고 있는 구사회위험과 새롭게 증대하는 신사회위험에 대한 동시적 대응을 제도화하는 방식으로 이루어져야 할 것이다. 본 논의의 구성은 다음과 같다. 다음 장에서는 현재 논란이 되고 있는 신사회위험에 대한 개략적인 정의를 하고, 다음 장에서는 분석방법을 간단하게 정리하고자 한다. 이어서 결과부분에서는 신구사회위험과 빈곤실태와 빈곤지위와 신구사회위험의 요인들과의 관계에 대해 검토하고자 한다. 마지막 장에서는 이중적 사회위험에 직면한 한국복지국가의 전망에 대해 논하는 것으로 글을 마무리하고자 한다.

2. 신사회위험의 개념

신사회위험에 관한 합의된 정의는 존재하지 않는다. 사실 ‘새롭다’라는 의미는 절대적 개념이기보다는 상대적 개념으로 이해하는 것이 타당하기 때문이다. 예를 들어, 저출산 현상이 한국사회에서는 새로운 사회위험으로 지칭되고 있지만 일과 가족생활 양립을 위한 적절한 정책지원의 결과 현재 사민주의 국가들에서 이러한 사회위험은 이미 구(신)사회위험으로 간주되고 있다 (Timonen, 2004). 그러므로 신사회위험을 보편적으로 정의하는 것은 불가능하며 정책함의를 도출하는데 있어서도 실용적이지 못하다. 개별 복지국가에서 새롭게 확산되는 위험을 신사회위험이라고 정의할 수 있겠지만 이러한 위험을 경제사회적 발전 정도가 모두 상이한 국가들에게 보편적으로 적용할 수는 없다. 그러므로 윤홍식(2006)의 지적과 같이 신사회위험은 존재여부의 문제가 아니라 수준과 내용의 문제로 이해하는 것이 타당할 것이다.

그러나 분명한 것은 여성의 점증하는 노동시장 참여로 인해 보편적 생계부양자 가구로의 전환, 고령사회의 도래, 인구감소의 위협, 노동시장의 유연화로 인한 비전형적인 일자리의 증가, 복지서비스의 민영화로 인한 계층화 등은 대부분의 산업화된 복지국가가 직면한 공통의 사회위험이라는 점이다. 전통적 복지국가의 기반이 되었던 제조업 중심의 경제성장과 복지확대의 선순환을 가능하게 했던 기본적 전제(남성생계부양자모델, 완전고용, 유효수요모델 등)들의 변화로 인해 전통적 복지국가가 감당하지 못하는 사회위험이 확대되고 이렇게 새롭게 확대된 사회위험을 신사회위험이라고 정의할 수 있다. 특히, 자본과 노동의 세계화로 인해 개별 국가들의 정책결정의 자율성이 감소되고 있다는 사실은(Surender, 2004) 현재 산업화된 복지국가가 직면한 사회적 위험의 보편성이 확대될 가능성을 더욱 높게 하고 있다.

그렇다고 해서 신사회위험은 과거에는 존재하지 않았던 완전히 새로운 차원의 위험이라고 정의하는 것은 적절하지 않다. 예를 들어, 가족 내 돌봄의 책임으로 인해 여성이 노동시장에 참여하지 못했던 문제는 최근의 현상만은 아니기 때문이다. 또한 중산층 가구에서는 남성생계부양자의 임금소득만으로도 안정적 생활이 가능했을지 모르지만 (돌봄의 가족 내 책임으로 강요된) 저소득가구의 경우에는 남성생계부양자의 임금소득만으로는 가족구성원을 적절히 부양할 수는 없었을 것이다. 이렇듯 소위 신사회위험은 최근에 발생한 완전히 새로운 사회위험이 아님에도 불구하고 이를 새로운 사회위험이라고 지칭하는 것은 과거와 달리 이러한 현상으로 야기되는 사회위험이 보편적으로 확산되고 있기 때문이다. 즉, 해당현상이 사회적으로 위험으로 인지하기 위한 수준이상으로 확대되었기 때문에 새로운 사회위험으로 지칭되고 있다고 이해하는 것이 타당할 것이다.

이러한 변화에 근거해 테일러-구비(Taylor-Gooby, 2004)는 산업화된 복지국가가 직면한 사회위험을 주요하게 세 가지로 정리되고 있다. 첫째는 일과 가족생활의 양립과 관련된 위험이다. 여성의 어머니 역할이 고용상의 지위에 영향을 미침으로써 여성의 빈곤화뿐만 아니라 나아가 독립적인 시민으로서 생활하는데 장애가 되고 있다는 점이다. 물론 앞서 지적했듯이 일과 가족생활 양립과 관련된 사회적 위험은 복지체제의 유형에 따라 상이하게 나타난다. 어머니를 노동자로 규정하는 스웨덴과 핀란드 등에서는 이러한 사회위험이 매우 미약하게 나타나는(Timonen, 2004) 반면, 여성의 노동자성이 부차적인 것으로 간주되는 영국, 독일 등 자유주의와 보수주의 국가에서는 일과 가족생활 양립 과제가 주요한 사회적 위험으로 부각되고 있다(Taylor-Gooby and Larsen, 2004; Aust and Bönker, 2004). 또한 같은 보수주의 국가라고 하더라도 프랑스에서는 계층에 따라 상이하게 나타나는데 중상층 이상의 여성은 일과 가족생활과 관련된 위험이 사민주의 국가들과 같이 미약하게 나타나는데 반해 하층 여성에게는 주요한 사회적 위험으로 작용하고 있다( Morgan, 2002). 둘째는 유급노동과 관련된 위험으로 노동시장의 진입문제, 안정적 고용의 문제, 교육훈련의 접근성 등과 관련해서 나타난다(Taylor-Gooby, 2004). 대표적인 예로 여성과 청년층이 겪고 있는 노동시장 진입의 어려움과 노동시장에 진입했더라도 비정규직에 종사하기 때문에 정규직(남성노동자)을 중심으로 제도화된 사회보험의 대상에서 배제되는 것이다. 전통적으로 적극적 노동시장 정책을 통해 상대적으로 안정된 고용을 보장해온 사민주의 국가들의 위험 정도가 상대적으로 미약하고 조합주의와 지중해국가의 경우 위험의 정도가 높다. 마지막으로 복지의 민영화와 관련된 위험이다. 민영화는 단순히 특정 복지국가 유형에서 나타나는 현상이 아니라 대부분의 국가에서(정도를 달리하지만) 보편적으로 나타나고 있는 현상이다. 이러한 민영화로 인해 영국과 같은 국가들에서는 사회보장 수준이 계층에 따라 차별적으로 나타나고 있는(Taylor-Gooby and Larsen, 2004) 반면 사민주의 국가들에서는 그 영향에 대한 평가가 현재까지는 유보적이다.

최근 스웨덴에서는 새롭게 이주한 이민자들의 고용불안정과 빈곤문제가 새로운 사회적 위험으로 등장하고 있다(Bergqvist and Nyberg 2002; Timonen, 2004).

3. 어떻게 분석하나

1) 분석자료

본 연구에서 사용한 원 자료는 제3차년과 제7차년도 한국노동패널조사(Korean Labor and Income Panel Study: KLIPS)이다. 한국노동패널조사는 1998년 제1차 년도 자료를 수집한 이후 7차년도 2003년까지(소득정보 기준으로) 접근이 가능한 자료로, 한국노동연구원에서 매년 1회 5000여 가구에 대해 개인과 가구에 대한 소득, 고용상태 및 직업훈련 등 노동시장 관련 정보, 가구 및 개인의 인구사회학적 특성에 관한 정보를 수록하고 있는 대표적 자료이다. 특히, 본 연구가 한국노동패널조사 자료를 사용하는 이유는 크게 두 가지로 요약할 수 있다. 먼저, 1999년 자료의 경우 한국노동패널조사는 도시가계조사에서는 누락된 1인 가구에 대한 정보를 포함하고 있다는 점에서 도시가계조사와 구별되는 장점이 있기 때문이다. 둘째, 자료수집의 대상지역이 도시지역으로 한정된 단점이 있지만, 한국노동패널조사는 제주도를 제외한 전국을 대상으로 자료를 수집함으로써 분석결과에 대한 일반화가 상대적으로 용이한 장점이 있다. 다만 기존의 문헌을 보면 초기 노동패널의 소득정보가 불안정하다는 지적들이 있어서 경제위기 직후인 1998년 정보를 담은 제2차 자료를 사용하지 않고 제3차 자료를 사용했으며, 최근 자료로는 일반연구자들에게 공개된 최근 자료인 제7차 자료를 사용했다. 분석된 사례 수는 다음과 같다. 1999년 자료는 4,509가구 중 가구소득에 대한 정보가 불확실한 가구를 제외하고 3,897가구를 분석에 포함시켰으며, 2003년 자료는 4,592가구 중 1999년 자료와 동일한 이유로 제외된 4,091가구를 분석에 포함시켰다.

2) 변수설정

통제변수로는 가구주의 성별, 교육수준, 혼인상태를 사용했음.

변수설정에 있어 우선적으로 신·구사회위험을 구분해 각각의 사회위험을 대표하는 변수들을 분리해내는 것이 중요하다. 그러나 이론적으로는 신구사회위험을 분리해내는 것이 가능하지만 현실적으로 신구사회위험을 명확히 분리해내는 것은 매우 어려운 과제이다. 예를 들어, 미성년 자녀의 존재와 65세 이상 노부모의 존재는 과거와 같이 현재에도 여전히 주요한 가구의 경제사회적 부담 요인이기 때문이다. 그래서 앞서 언급한 것과 같이 신사회위험을 과거와는 전혀 다른 새로운 위험이라고 정의하기보다는 현재 한국사회에서 확대되고 있는 사회위험으로써 접근하고자 한다. 먼저 신사회위험을 대표하는 변수들을 설정하면 다음과 같다. 앞서 언급한 Taylor-Gooby(2004)의 개념규정에 따라 신사회위험은 크게 셋으로 구분되는데 첫째는 돌봄 및 가족변화와 관련된 위험, 둘째는 노동시장 유연화와 관련된 위험, 셋째는 민영화와 관련된 위험이다. 본 분석에서는 실질적으로 민영화와 관련된 위험을 대표할 변수를 설정하는 것은 상당한 제한점이 따르기 때문에 분석에서 제외하고 첫 번째와 두 번째 위험을 중심으로 변수를 설정했다.

돌봄과 관련된 위험은 가구의 돌봄ㆍ부양부담을 대변할 수 있는 세 가지 변수를 설정했다: ① 6세 미만 아동(유=1, 무=0), ② 65세 이상 노인(유=1, 무=0), ③ 학령기자녀(유=1, 무=0). 가족변화와 관련된 사회위험은 가구의 생계부양형태의 변화와 가구구성형태의 변화에 주목했다. 생계부양형태는 남성일인생계부양가구와 이인생계부양가구를 비교했다. 전반적인 생활수준의 향상 등으로 적절한 생활수준을 유지하기 위해서는 남성일인생계부양가구에서 이인생계부양가구로의 전환이 필수적임에도 불구하고 전환하지 못한다는 가정 하에 두 생계부양형태의 빈곤율을 비교하기 위해서다. 다만 일인생계부양가구와 이인생계부양가구로 분명하게 구분할 수 없는 가구들이 있어 다른 생계부양가구형태를 분류항목에 포함시켰다: ④ 생계부양형태(기혼이인생계부양가구, 기혼일인생계부양가구, 한부모가구, 미혼단독가구, 제삼생계부양가구). 가족의 변화는 최근 급증하고 있는 결혼해체를 반영하기 위한 변수를 설정했다. 이혼을 전후한 여성가구주가구의 빈곤율 변화를 분석한 변화순 외(2006)의 연구에 따르면 이혼 전 (절대)빈곤율은 19.1%에서 이혼 후 28.8%로 빈곤율이 무려 50.8%나 증가한 것으로 나타났기 때문이다: ⑤ 결혼(혼인)상태(미혼, 기혼유배우, 별거ㆍ이혼ㆍ사별). 다음으로 노동시장 변화와 관련된 신사회위험은 가구주의 고용상의 지위를 통해 비교했다: ⑥가구주의 고용상의 지위(상용직, 임시ㆍ일용직, 고용주ㆍ자영업자).

기혼이인생계부양가구(부부 임금근로자, 남편임금근로자+부인자영업자, 남편자영업자+부인임금근로자, 남편자영업자+부인자영업자), 기혼일인생계부양가구 (남편임금근로자+부인비취업, 남편자영업자+부인비취업), 미혼단독가구(미혼임금근로자 또는 미혼자영업자), 한부모가구(한부모 임금근로자 또는 한부모 자영업자), 제삼생계부양가구(가구주와(또는) 배우자 모두 비취업이거나, 비취업인 미혼 가구주의 경우).

구사회위험과 관련된 변수는 가구주의 취업여부와 가구주의 노령여부로 설정했다. 복지국가의 전통적 역할은 (일반적으로 남성)가구주가 노동시장에서 실업으로 인해 임금소득을 상실했을 때 (남성)가구주 자신은 물론 남성가구주의 피부양자의 생계를 보장하기 위한 사회보장형태로 실업급여를 제도화하는 것이었다. 그러므로 가구주가 비취업(실업을 포함한)은 전통적 (구)사회위험에 가깝다고 할 수 있다: ⑦ 가구주의 고용상태(취업=1, 비취업=0). 가구주의 노령여부 또한 가구주의 노동시장 퇴출과 임금소득 상실로 이어지기 때문에 전통적 사회위험이라고 할 수 있다: ⑧ 가구주의 노령여부(65세 이상=1, 65세 미만=0).

실업상태와 비활성화상태를 구분하는 것이 논리적으로 타당하나 실업은 실망실업 등 비자발적 실업 등으로 인해 노동시장에 참여하는 것을 단념하는 경우와 경제사회적 여러 여건으로 취업을 원함에도 불구하고 비활성화되어 있는 상태를 반영하기에 적절하지 않다. 그래서 가구주의 고용상태를 실업여부로 판단하지 않고 (다소간의 정밀성이 떨어지는 것을 감수할지라도) 취업여부로 판단해 비활성화 된 집단까지를 포괄했다.

3) 분석방법

분석방법은 두 가지로 구분했는데 먼저 신사회위험과 구사회위험을 대변한다고 조작적으로 설정한 변수들로 구분된 집단들의 빈곤율을 비교했다. 빈곤율은 절대빈곤율 과 상대빈곤율을 각각 두 가지 빈곤기준으로 나누어 비교했다. 절대빈곤율은 가구소득이 해당년도 가구원 대비 최저생계비 100%이하인 경우와 차상위 빈곤층을 포함한 최저생계비 120%이하인 경우로 구분해서 살펴보았다. 상대빈곤율은 가구중위소득 대비 40%, 50%이하의 빈곤비율을 측정했다. 다음으로 빈곤결정요인은 로지스틱 회귀분석을 통해서 기술통계분석에 사용한 기준을 준거로 분석했다. 가와 다 모형은 최저생계비 100%를 기준으로, 나와 라 모형은 최저생계비 120%이하를 기준으로 빈곤할 경우 1, 빈곤하지 않을 경우 0으로 설정했다. 상대빈곤지위를 결정하는 분석인 마와 사 모형에서는 중위소득 40%를 기준으로, 바와 아 모형에서는 중위소득 50%를 기준으로 빈곤할 경우 1, 빈곤하지 않을 경우 0으로 설정했다.

4. 신ㆍ구사회위험과 빈곤

1) 신ㆍ구사회위험과 빈곤실태

(1) 구사회위험과 빈곤

<표 1>은 가구주의 고용형태에 따른 빈곤실태를 보여주고 있다. 1999년 가구주가 비취업상태인 가구의 절대빈곤율은 49.9%에서 2003년 42.4%로 15.0% 감소한 것으로 나타났다. 반면 중위소득대비 가구소득이 50%이하인 비율은 동 기간 동안 50.0%에서 58.4%로 16.8% 증가했다. 가구주의 취업여부에 따른 가구의 빈곤비율은 절대빈곤은 다소 감소했지만 상대빈곤은 증가한 것으로 나타난 것이다. 이러한 결과는 가구주의 비취업상태가 가구의 빈곤지위와 밀접한 연관성이 있음을 보여주는 결과다. 즉, 한국사회에서 사회안전망은 전통적 사회위험인 가구주가 일하지 못할 경우에 해당 가구가 직면할 위험(빈곤)에 대해 적절한 역할을 수행하고 있지 못하고 있다는 것을 의미한다. 더욱이 경제위기 이후 취업여부를 둘러싼 한국사회의 빈곤실태의 경우 절대빈곤층은 여전히 광범위하게 존재함과 동시에 취업가구의 빈곤격차가 더욱 벌어지는 모습을 보여주고 있다.

<표 1> 가구주의 고용상태와 빈곤율의 변화

		1999년								2003년
		절대최저생계비				상대빈곤				절대빈곤				상대빈곤
		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%
		빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤
가구주 고용상태	취업	415 (14.5)	2450 (85.5)	1523 (53.2)	1342 (46.8)	241 (8.4)	2623 (91.6)	374 (13.1)	2491 (86.9)	199 (6.5)	2286 (93.5)	860 (27.9)	2225 (72.1)	277 (9.0)	2808 (91.0)	438 (14.2)	2647 (85.8)
	비취업	503 (49.9)	505 (50.1)	807 (80.0)	202 (20.0)	419 (41.6)	589 (58.9)	504 (50.0)	504 (50.0)	427 (42.4)	579 (57.6)	709 (70.5)	297 (29.5)	497 (49.4)	510 (50.6)	588 (58.4)	419 (41.6)
계		918 (23.7)	2955 (76.3)	2330 (60.1)	1544 (39.9)	660 (17.0)	3212 (83.0)	878 (22.7)	2995 (77.3)	626 (15.3)	3465 (84.7)	1569 (38.4)	2522 (61.6)	774 (18.9)	3318 (81.1)	1026 (25.1)	3066 (74.9)

두 번째 구사회위험으로 지칭된 가구주의 노령화와 관련된 빈곤실태를 살펴보면 다음과 같다. <표 2>에서 보는 바와 같이 기본적으로 가구주의 고용여부와 유사한 양태를 보이고 있다. 절대빈곤율(최저생계비 100%이하)은 1999년 59.0%에서 2003년 48.3%로 18.1% 감소했다. 다만 중위소득 50%이하를 기준으로 한 상대빈곤율은 동기간 동안 각각 68.3%, 68.4%로 유사한 것으로 조사되었다. 이러한 결과는 앞선 결과와 같이 가구주가 노령인 경우 절반에 가까운 가구가 절대빈곤의 수렁에 빠져있다는 것을 의미하며 그들의 상대적인 경제적 지위 또한 매우 취약한 것으로 나타났다. 이상의 결과를 취합하면 결국 한국사회에서 전통적 복지국가의 역할이라고 간주되는 노령과 실업에 대한 국가의 소득재분배 기능이 경제위기 직후뿐만 아니라 그 이후에도 여전히 작동하고 있지 않음을 보여준다. 특히 상대빈곤비율이 절반을 넘고 (경제위기 이후) 지속적으로 증가하고 있다는 사실은 구사회위험과 관련된 위험이 더욱 불평등하게 시민의 삶에 영향을 미치고 있음을 보여주고 있다.

<표 2> 가구주의 노령여부와 빈곤율의 변화

		1999년								2003년
		절대최저생계비				상대빈곤				절대빈곤				상대빈곤
		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%
		빈곤	비빈곤	빈곤	비빈곤	빈곤	비빈곤	빈곤	비빈곤	빈곤	비빈곤	빈곤	비빈곤	빈곤	비빈곤	빈곤	비빈곤
가구주 노령여부	비 노령(65세미만)	619 (18.4)	2750 (81.6)	1889 (56.1)	1481 (43.9)	363 (10.8)	3007 (89.2)	534 (15.9)	2835 (84.1)	331 (9.5)	3148 (90.5)	1111 (31.9)	2368 (68.1)	40 (11.8)	3069 (88.2)	607 (17.5)	2871 (82.5)
	노령 (65세이상)	299 (59.3)	205 (40.7)	441 (87.5)	63 (12.5)	298 (59.1)	206 (40.9)	344 (68.3)	160 (31.7)	296 (48.3)	317 (51.7)	458(74.8)	154 (25.2)	364 (59.4)	249 (40.6)	419 (68.4)	194 (31.6)
계		918 (23.7)	2955 (76.3)	2330 (60.1)	1544 (39.9)	661 (17.1)	3213 (82.9)	878 (22.7)	2995 (77.3)	627 (15.3)	3465 (84.7)	1569 (38.4)	2522 (61.6)	774 (18.9)	3318 (81.1)	1026 (25.1)	3065 (74.9)

(2) 신사회위험과 빈곤

신사회위험과 관련된 빈곤실태를 보면 다음과 같다. 구사회위험과 관련된 빈곤율의 변화와 같이 신사회위험과 관련된 빈곤율 변화의 양상은 전체적으로 절대빈곤율은 감소하고 상대빈곤율은 증가하는 양태를 보인다. 먼저 <표 3>은 가구의 생계부양형태별 빈곤실태를 나타내고 있다.  1999년 일인생계부양자가구의 경우 절대빈곤율은 18.0%로 이인생계부양자 가구의 빈곤율 9.4%의 1.9배였던 것이 2003년에 이르면 그 비율은 3.3배로 73.7%나 급증 한다. 중위소득 대비 50%이하의 상대빈곤율도 유사한 경향을 보이는데 1999년 두 집단 간의 차이는 2.4배에서 2003년 3.9배로 그 차이가 62.5%나 증가했다. 이처럼 경제위기 이후 일인생계부양자가구와 이인생계부양자가구의 빈곤율의 차이가 급격히 증가하고 있는 것으로 나타났다. 비록 산업화된 서구복지국가들과 같이 두 집단 간의 차이가 4.9배(영국), 6.5배(캐나다), 7.5배(스웨덴) 등과 같이 (윤홍식, 2007) 높은 수준은 아니지만 한국사회에서도 새로운 사회위험이 중요한 사회적 과제로 확산되고 있음을 추정하게 한다.

<표 3> 생계부양형태와 빈곤율의 변화

		1999년								2003년
		절대최저생계비				상대빈곤				절대빈곤				상대빈곤
		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%
		빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤
가구생계부양형태	1인 생계부양1	330 (18.0)	1507 (82.0)	1107 (60.3)	730 (39.7)	165 (9.0)	1672 (91.0)	255 (13.9)	1582 (86.1)	169 (9.0)	1702 (91.0)	629 (33.6)	1243 (66.4)	179 (9.6)	1692 (90.4)	284 (15.2)	1587 (84.8)
	1인 생계부양2	6 (3.5)	165 (96.5)	29 (17.0)	142 (83.0)	8 (4.7)	163 (95.3)	25 (14.6)	146 (85.4)	6 (2.9)	199 (97.1)	25 (12.2)	180 (87.8)	25 (12.2)	180 (87.8)	41 (20.0)	164 (80.0)
	1인 생계부양3	102 (34.8)	191 (65.2)	232 (79.2)	61 (20.8)	103 (35.3)	189 (64.7)	136 (46.6)	156 (53.4)	59 (17.8)	273 (82.2)	174 (52.4)	158 (47.6)	116 (34.9)	216 (65.1)	162 (48.8)	170 (51.2)
	2인 생계부양	79 (9.4)	765 (90.6)	355 (42.1)	489 (57.9)	27 (3.2)	817 (96.7)	48 (5.7)	796 (94.3)	25 (2.7)	889 (97.3)	165 (18.1)	749 (81.9)	19 (2.1)	895 (97.9)	36 (3.9)	878 (96.1)
	제3 생계부양	402 (55.1)	327 (44.9)	607 (83.3)	122 (16.7)	358 (49.1)	371 (50.9)	415 (56.9)	314 (43.1)	367 (47.7)	402 (52.3)	576 (74.9)	193 (25.1)	435 (56.6)	334 (43.4)	503 (65.4)	266 (34.6)
계		919 (23.7)	2955 (76.3)	2330 (60.1)	1544 (39.9)	661 (17.1)	3212 (82.9)	879 (22.7)	2994 (77.3)	626 (15.3)	3465 (84.7)	1569 (38.3)	2523 (61.7)	774 (18.9)	3317 (81.1)	1023 (25.1)	3065 (74.9)

<표 4>는 일인생계부양자가구에서 이인생계부양자가구로의 전환에 있어 중요한 장애로 지적되는, 즉 여성의 노동시장 참여를 어렵게 하는 가족 내 돌봄 필요여부를 보여주는 노인과 아동유무에 따른 빈곤율을 보여주고 있다. 먼저 노인부양부담을 보면 65세 이상 노인이 있는 가구의 절대빈곤율은 1999년 45.5%에서 2003년 38.0%로 16.5% 감소했다. 6세 미만 아동양육여부에 따른 빈곤율은 절대빈곤율과 상대빈곤율 모두에서 노인부양과 관련된 빈곤율과 유사한 양상을 보인다. 반면 중위소득 대비 50%미만의 가구소득을 가진 비율(상대빈곤율)은 동기간 동안 12.2% 증가했다. 그러나 학령기 자녀양육여부에 따른 빈곤율은 절대빈곤율과 상대빈곤율은 모두 감소한 것으로 나타났다.

<표 4> 가구 부양부담별 빈곤율 변화

		1999년								2003년
		절대최저생계비				상대빈곤				절대빈곤				상대빈곤
		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%
		빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤
6세 미만아동양육부담	유	106 (13.7)	668 (86.3)	475 (61.4)	299 (38.6)	39 (5.0)	735 (95.0)	64 (8.3)	710 (91.7)	50 (8.1)	565 (91.9)	199 (32.4)	416 (67.6)	37 (6.0)	577 (94.0)	61 (9.9)	554 (90.1)
	무	812 (26.2)	2287 (73.8)	1584 (59.8)	1245 (40.2)	621 (20.0)	2478 (80.0)	814 (26.3)	2285 (73.7)	576 (16.6)	2900 (84.7)	1370 (32.4)	2107 (60.6)	736 (21.2)	2740 (78.8)	965 (27.8)	2511 (72.2)
65세 이 상 노 인 부 양 부 담	유	381 (45.5)	456 (54.5)	667 (79.7)	170 (20.3)	335 (40.0)	2710 (89.3)	397 (47.4)	440 (52.6)	330 (38.0)	539 (62.0)	557 (64.1)	312 (35.9)	389 (44.8)	479 (55.2)	462 (53.2)	407 (46.8)
	무	537 (17.7)	2499 (82.3)	1663 (54.8)	1373 (45.2)	325 (10.7)	502 (60.0)	481 (15.8)	2555 (84.2)	296 (9.2)	2926 (90.8)	1012 (31.4)	2210 (68.6)	384 (11.9)	2838 (88.1)	564 (17.5)	2658 (82.5)
학령기자녀양육부담	유	314 (19.0)	1137 (81.0)	989 (59.9)	662 (40.1)	132 (8.0)	1519 (92.0)	213 (12.9)	1438 (87.1)	131 (8.5)	1419 (91.5)	502 (32.4)	1048 (67.6)	100 (6.5)	1450 (93.5)	175 (11.3)	1375 (88.7)
	무	617 (27.8)	1605 (71.2)	1352 (60.8)	870 (39.2)	536 (24.1)	1686 (75.9)	685 (30.8)	1537 (69.2)	495 (19.5)	2046 (80.5)	1067 (42.0)	1474 (58.0)	674 (26.5)	1867 (73.5)	850 (33.5)	1690 (66.5)

<표 5>는 노동시장 유연화와 관련된 가구의 빈곤추이를 보여주고 있다. 가구주가 상용직 종사자인 경우 절대빈곤율은 1999년과 2003년 사이 5.6%에서 2.3%로 58.9% 감소한 것으로 나타났다. 가구주가 임시ㆍ일용직 종사자의 경우 절대빈곤율은 동기간 동안 29.2%에서 18.0%로 38.4%, 자영업종사자의 경우 21.2%에서 13.5%로 36.3% 감소했다. 경제위기이후 빈곤감소율은 상용직 종사자가 임시ㆍ일용직 종사자와 자영업자에 비해 20.0%p 이상 감소 폭이 큰 것으로 나타났다.  반면 빈곤의 상대적 지위를 보여주는 중위소득 대비 50%이하의 빈곤율은 상용직의 경우 동기간 동안 5.0%에서 8.2%로 64.0% 증가했다. 반면 임시ㆍ일용직 종사자는 27.7%에서 26.4%로 4.7%감소했으며, 자영업자의 경우 1.6% 증가하는데 그쳤다. 정리하면 절대빈곤율은 가구주가 비상용직 종사자인 경우 경제위기 이후 과정에서 빈곤율의 감소폭이 상대적으로 낮은 반면 상용직 종사자의 경우 감소폭이 큰 것으로 나타났다. 반면 상대적 빈곤율은 상용직에서 큰 폭으로 증가한 것으로 나타났다. 즉, 상용직의 경우도 과거와 달리 고용의 질이 경제위기 이후 악화되고 있다는 사실을 보여주고 있다.

<표 5> 가구주의 고용지위와 빈곤율의 변화

		1999년(n=2942)								2003년(n=3117)
		절대최저생계비				상대빈곤				절대빈곤				상대빈곤
		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%		최저생계비 100%		최저생계비 120%		중위소득 40%		중위소득 50%
		빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤	빈곤	비 빈곤
가구주 고용지위	상용직	77 (5.6)	1307 (94.4)	597 (43.1)	787 (56.9)	32 (2.3)	1352 (97.7)	69 (5.0)	1316 (95.0)	40 (2.5)	1579 (97.5)	316 (19.5)	1303 (80.5)	73 (4.5)	1547 (95.5)	133 (8.2)	1487 (91.8)
	임시일용직	126 (29.2)	306 (70.8)	322 (74.4)	111 (25.6)	78 (18.0)	355 (82.0)	120 (27.7)	313 (72.3)	49 (11.2)	387 (88.8)	203 (46.6)	233 (53.4)	87 (20.0)	349 (80.0)	115 (26.4)	321 (73.6)
	자영업자	239 (21.2)	887 (78.8)	661 (58.7)	466 (41.3)	152 (13.5)	975 (86.5)	210 (18.7)	916 (81.3)	118 (11.1)	977 (88.9)	356 (33.6)	705 (66.4)	129 (12.1)	933 (87.9)	202 (19.0)	860 (81.0)
계		442 (15.0)	2500 (85.0)	1580 (53.7)	1364 (46.3)	262 (8.9)	2682 (91.1)	399 (13.6)	2545 (86.4)	207 (6.6)	2910 (93.4)	875 (28.1)	2241 (71.9)	289 (9.3)	2829 (90.7)	450 (14.4)	2668 (85.6)

2) 신ㆍ구사회위험 변수와 빈곤지위

<표 6>은 1999년과 2003년 절대빈곤지위와 관련 있는 요인들이 무엇인지 비교해서 보여주고 있다. 먼저 구사회위험과 관련된 변수들을 보면 다른 변수들을 통제했을 때 가구주의 취업여부는 1999년과 2003년 모두 절대빈곤지위는 물론 차상위빈곤지위와도 통계적으로 유의미한 관련성이 없는 것으로 분석되었다. 반면 노령에 대한 사회적 위험을 대변하는 가구주의 연령은 빈곤선 기준과 관계없이 양 년도 모두 통계적으로 유의미한 상관관계에 있는 것으로 나타났다. 구체적으로 보면 1999년의 경우 가구주의 연령이 65세 이상이면 절대빈곤에 처할 가능성이(odds ratio) 가구주가 65세 미만인 경우에 비해 2.03배 높은 것으로 분석되었다 (b=.710, p < .01). 2003년을 보면 가구주가 65세 이상인 경우 절대빈곤에 처할 가능성이 가구주가 65세 미만인 경우에 비해 2.11배로 1999년 보다 0.08배 증가한 것으로 나타났다. 즉, 가구주의 취업여부는 다른 변수를 통제했을 때 빈곤지위와 관련이 없는 것으로 나타난 반면 노령과 관련된 사회위험은 더욱 증가한 것으로 분석되었다.

다음으로 신사회위험과 절대빈곤지위와의 관련성을 보면 이인생계부양가구가 절대빈곤에 처할 가능성이 다른 집단에 비해 1999년 42.6% 낮은 것으로 조사되었고, 2003년에는 다소 증가한 53.7%로 나타났다. 이는 이인생계부양자 여부가 빈곤지위를 결정하는데 시간이 경과에 따라 보다 중요한 변수로 등장하고 있음을 추정하게 한다. 가족 내 돌봄 필요와 관련된 가구의 빈곤지위를 보면 6세 미만 아동의 양육여부는 절대빈곤지위와는 관련이 없지만 차상위 빈곤지위와는 통계적으로 유의한 관계에 있는 것으로 나타났다. 그러나 빈곤에 처할 가능성은 1999년에 비해 2003년에 다소 감소한 것으로 조사되었다. 노인부양부담은 모든 빈곤지위와 통계적으로 유의한 관계에 있는 것으로 분석되었고, 절대빈곤지위는 시간의 경과에 따라 그 가능성이 증가한 것으로 나타났다. 학령기자녀여부 역시 2003년 절대빈곤기준을 제외하고는 가구의 빈곤지위와 통계적으로 유의미한 상관관계에 있는 것으로 조사되었다. 마지막으로 노동시장 유연화를 대변하는 가구주의 고용지위를 보면 다른 변수를 통제했을 때 가구주가 상용직 종사자인 경우 절대빈곤에 처할 가능성은 다른 집단에 비해 1999년에는 74.7%, 2003년에는 그 보다 6.5%P 낮은 68.2%로 나타났다. 즉, 다른 변수를 통제한 경우 상용직이 절대빈곤에 처할 가능성이 상대적으로 낮아졌다는 것은 상용직과 일용ㆍ임시직, 자영업과의 격차가 증대한 것으로 추정할 수 있을 것이다.

<표 6> 각 연도별 절대빈곤 결정요인

		1999년(n=3,897)				2003년(n=4,091)
		【모형 가】 최저생계비 100% 기준		【모형 나】 최저생계비 120% 기준		【모형 다】 최저생계비 100% 기준		【모형 라】 최저생계비 120% 기준
		coefficient	Odds ratio	coefficient	Odds ratio	coefficient	Odds ratio	coefficient	Odds ratio
상수		-.919		.297		-4.373*		18.842
가구주취업여부		-.288	.749	-.215	.806	-.760	.468	-.377	.686
가구주 학력 (고졸)	중졸이하	.772***	2.165	.774***	2.169	.457	1.579	.185	1.203
	전문대 이상	-.503**	.605	-.790***	.454	-.422	.656	-.883***	.413
가구주 고용 지위 (임시 일용직)	상용직	-1.373***	.253	-1.032***	.356	-1.146***	.318	-.961***	.383
	자영업	-.365*	.694	-.851***	.427	.071	1.073	-.510***	.600
생계 부양 형태 (1인생계 부양형태 기준)	한부모 가구	-.735	.480	.674	1.962	2.806	16.538	-18.225	.000
	2인 생계부양	-.554***	.574	-.786***	.455	-.770***	.463	-.673***	.510
	제3의 생계부양	.472	1.603	.187	1.206	3.636**	37.938	-1.765	5.844
가구부양부담1 (6세미만아동)		.114	1.121	.793***	2.209	-.018	.982	.450***	1.569
가구부양부담2 (65세이상노인)		.488**	1.629	.619***	1.857	.676**	1.966	.428**	1.534
가구부양부담3 (학령기자녀)		.250*	1.284	.539***	1.715	.346	1.413	.581***	1.788
가구주성별		.984***	2.676	.472*	1.603	.672*	1.959	.481*	1.617
가구주연령 (65세이상여부)		.710**	2.034	.567*	1.763	.750*	2.117	.948***	2.580
혼인상태 (한부모)	미혼	-1.265	.282	-.829	.437	2.410	11.137	-19.137	.000
	기혼유 배우자	-.377	.686	.525	1.690	2.662	14.332	-18.538	.000
df		15		15		15		15
-2 log L		2079.921		3419.176		1287.676		3215.122
Model Chi-square		411.198***		605.101***		279.996***		503.327***

* p< .05    **p< .01   ***p< .001

다음으로 <표 7>은 신사회위험과 상대적 빈곤지위(가구소득이 중위소득의 40% 또는 50%이하)와의 관련성을 보여준다. 절대빈곤지위와는 관련 없던 가구주의 취업여부가 중위소득 40%를 기준으로 했을 때 1999년과 2003년 모두 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 가구주가 취업했을 경우 해당 가구가 상대적 빈곤(40%기준)에 처할 가능성은 가구주가 비취업한 경우에 비해 1999년 51.5%, 2003년  59.0% 낮았다. 가구주의 연령은 절대빈곤기준과 같이 양 년도 모두 가구의 상대빈곤지위와 통계적으로 유의미한 상관관계에 있는 것으로 분석되었다.

신사회위험과 상대적 빈곤지위와 관련된 변수를 보면 다음과 같다. 절대빈곤기준과 같이 이인생계부양자가구의 경우 다른 가구생계부양유형에 비해 빈곤에 처할 가능성이 통계적으로 유의미하게 낮은 것으로 나타났다. 더욱이 1999년과 2003년을 거치면서 이인생계부양자가구가 상대적 빈곤에 처할 가능성은 더욱 낮아졌다. 예를 들어, 가구중위소득 50%를 기준으로 했을 때 이인생계부양자가구는 다른 가구생계부양형태보다 빈곤에 처할 가능성이 55.9% (b=-.819, p<.001) 낮았지만 2003년에서는 69.4%로 더욱 낮아졌다 (b=-1.186, p<.001). 다음으로 돌봄과 관련된 변수들을 보면 65세 노인여부는 가구의 상대적 빈곤과는 통계적으로 유의미한 상관관계가 없는 것으로 나타났다. 반면 6세미만 유무는 2003년 자료에서 학령기자녀 유무는 1999년과 2003년 모두에서 가구의 상대적 빈곤지위와 유의미한 관련이 있는 것으로 나타났다.

종합하면 한국사회에서 구사회위험이라고 지칭 되는 사회위험이 해소되지 않은 상태로 여전히 가구의 빈곤지위와 밀접한 관련성을 가지고 있으며 가구주의 노령과 같은 변수 일부 변수들은 시간의 변화에 따라 빈곤지위와 보다 밀접한 관련성을 보이고 있는 것으로 파악되었다. 또한 신사회위험과 관련된 변수들은 예상한 것과 같이 가구의 빈곤지위와 밀접히 연관되어 있으며 그 영향력이 확대되고 있는 것으로 보인다. 이러한 결과는 한국사회에서 복지국가의 역할이 구사회위험에 대한 대응 중심에서 신사회위험에 대한 대응으로 이전하는 것보다는 두 영역 모두에서 확대될 필요성을 보여주는 분석결과라고 할 수 있다.

<표 7> 각 연도별 상대빈곤 결정요인

			1999년(n=3,897)				2003년(n=4,091)
			【모형 마】 중위소득 40% 기준		【모형 바】 중위소득 50% 기준		【모형 사】 중위소득 40% 기준		【모형 아】 중위소득 50% 기준
			coefficient	Odds ratio	coefficient	Odds ratio	coefficient	Odds ratio	coefficient	Odds ratio
상수			-.607		-.096		-3.234*		18.629
가구주취업여부			-.724*	.485	-.504	.604	-.891*	.410	-.435	.647
가구주 학력 (고졸)		중졸이하	.820***	2.270	.911***	2.486	.593**	1.809	.410*	1.506
		전문대졸이상	.093	1.098	-.179	.836	-.352	.703	-.416***	.660
가구주 고용지위 (임시일용직)		상용직	-1.483***	.227	-1.299***	.273	-.990***	.371	-.888	.412
		자영업	-.145	.865	-.323*	.724	-.418*	.658	-.280	.756
생계 부양 형태 (1인 생계부양 형태기준)	한부모 가구		-.864	.421	-.867	.420	3.072	21.582	-18.282	.000
	2인 생계부양		-.917***	.400	-.819***	.441	-1.149***	.317	-1.186***	.306
	제3의 생계부양		-.009	.991	.277	1.320	2.701*	14.901	1.991	7.326
가구부양부담1 (6세미만아동)			-.364	.695	-.197	.821	-.864**	.421	-.652**	.521
가구부양부담2 (65세이상노인)			.129	1.137	.022	1.022	.066	1.068	.162	1.176
가구부양부담3 (학령기자녀)			-.571***	.565	-.281*	.755	-.447*	.639	-.317*	.729
가구주성별			1.411***	4.099	1.198***	3.314	.850***	2.340	.548**	1.730
가구주연령 (65세이상여부)			1.497***	4.469	1.707***	5.515	1.610***	5.005	1.420***	4.135
혼인상태 (한부모)		미혼	-1.656	.191	-.798	.450	2.848	17.253	-18.767	.000
		기혼유 배우자	-.994	.370	-1.222	.295	2.328	10.253	-19.385	.000
df			15		15		15		15
-2 log L			1255.986		1729.968		1436.266		1983.044
Model Chi-square			510.815***		616.036***		557.600***		662.574***

* p< .05    **p< .01   ***p< .001

5. 이중적 사회위험과 한국복지국가의 역할에 대한 기대

본 연구는 여러 가지 기술적ㆍ방법론적 한계에도 불구하고 한국복지국가의 역할에 관한 유의미한 정책함의를 전달 할 수 있는 결과를 도출했다. 무엇보다도 한국사회에서 전통적 복지국가에 대한 과제(남성생계부양자가 노동시장에서 직면하는 노령, 실업 등 사회적 위험)가 여전히 유효한 정책과제임을 보여주고 있다. 구사회위험을 대표하는 가구주의 취업과 노령여부는 여전히 가구의 빈곤지위를 결정하는 중요한 변수로 작용하고 있기 때문이다. 단순히 전통적 사회위험과 관련된 변수들이 가구의 빈곤지위와 유의미한 관계에 있는 것이 아니라 가구주가 비취업상태에 있고, 노령인 경우 해당 가구들의 상당한 규모가 빈곤에 직면해 있는 것으로 나타났다. 예를 들면, 가구주의 연령이 65세 이상인 경우 해당 가구가 (2003년) 중위소득 50%이하의 빈곤에 처해 있는 비율이 68.4%였고, 절대빈곤비율(최저생계비 100%이하)도 절반에 가까운 48.3%나 되었다. 또한 여러 학자들의 주장과 같이 새로운 사회위험이 경제위기 이후 한국사회에 확대되고 있는 것도 사실은 것으로 분석되었다. 과거에 비해 이인생계부양자가구에 비해 일인생계부양자 가구가 빈곤에 처할 가능성은 높아지고 있으며, 가구의 돌봄 부담도 해당 가구의 빈곤지위를 결정하는 중요한 요인으로 나타났다.

이러한 결과를 종합한다면 결국 한국사회에서 신사회위험의 확대에 따른 복지국가의 대응방식은 산업화된 서구 복지국가와는 상이할 수밖에 없다. 한국사회는 산업화된 서구 복지국가들이 기존의 복지자원을 구사회위험에서 신사회위험으로 이전하는 과제를 안고 있고, 이를 위해 새로운 정치연대를 모색하고 있는 것과는 상이한 처지와 조건에 놓여있다는 것이다. 한국사회는 구사회위험이 여전히 존속되고 있으며 최근 들어 신사회위험이 지속적으로 확대되고 있는 양상을 보이고 있기 때문이다. 실업, 노령 등 구사회위험에 대한 사회보장(고용보험, 국민연금 등)의 사각지대가 여전히 광범위하게 존재하고 있으며, 저출산, 고령화, 노동시장 유연화에 따른 사회적 위험에 대한 국가와 사회의 대응은 이제 정책대응을 고민하기 시작했을 뿐이다. 즉, 한국사회의 과제는 복지자원을 구사회위험에서 신사회위험으로 이전하는 문제가 아닌 두 가지 위험의 동시적 완화ㆍ해소를 위해 복지자원의 절대량을 확대하는 것에 있는 것이다. 이러한 측면에서 한국복지국가의 과제를 이해한다면 현재 논의되고 있는 사회서비스국가, 사회투자국가로 대변되는 한국복지국가의 전망과 역할에 관한 논의는 구사회위험에 대한 대응으로써 결과의 평등과 관련된 가족과 개별 구성원들의 소득ㆍ건강ㆍ주거 등을 담보하는 동시에 기회의 평등으로 간주되는 인적자본에 대한 투자를 포괄해야한다. 현재 한국사회가 직면한 현실은 둘 중 어느 하나도 포기하거나 양보할 수 없는 상황이며, 둘 중 하나를 양보하거나 포기해야한다는 주장은 확대되는 불평등과 양극화를 묵인하고 지지하는 다른 표현에 불과한 것이다.

그러나 복지자원을 확대(증세)하는 것은 그리 간단한 문제가 아니다. 과거 구사회위험을 둘러싼 사회정책의 대응은 상대적으로 분명한 전선을 가지고 있었다. 노동조합과 좌파정당을 한 축으로 한 정치세력과 고용주와 우파정당을 한 축으로 한 세력 간의 전선이 분명히 형성되었다. 이러한 전선에서 좌파의 정책관심은 가족의 생계부양자로서 남성노동자의 급여와 복지에 집중되어 있었다. 그러나 1980년대를 전후로  이러한 전선에 변화가 오기 시작했다. 예를 들어, 가족정책을 둘러싼 독일(서독)의 상황을 보자. 1979년 연방정부에서 모성휴가를 입법화를 시도했을 때 대부분의 노동조합과 고용주들은 함께(연대해서) 노동시장참여와 관계없는 독립적인 가족급여의 신설하려고한 사민당(SPD), 자민당(FDP), 일부 노동조합의 연합에 대항했다 (Häusermann, 2006: 42). 정책을 매개로한 새로운 연대가 출연한 것이다. 일반적으로 독일의 정당별 이데올로기 좌표를 좌로부터 우로 배열하면 민주사회당(PDS), 녹색당(Grune), 사민당(SPD), 기민당(CDU), 기사당(CSU), 자민당(FDP) 순으로 나타나기 때문이다 (박병현, 2005: 211). 그러나 독일에서 새로운 연대의 모습은 2004년 교육급여 권리의 소득보장선을 증가시키기 위한 연방정부예산법을 둘러싸고 사민당, 녹색당, 고용주 대 노동조합, 기민당의 대립구조가 형성된다(Häusermann, 2006: 44). 사민당 등은 남성생계부양자가구를 지원하는 교육급여를 축소하려고한 반면 노동조합과 기민당은 확대ㆍ유지를 지지했기 때문이다. 이렇듯 새로운 사회위험을 둘러싼 대응방식에서 과거의 전통적인 연대는 약화되고 있고 정책 사안에 따른 새로운 연대(objective) 들이 모색되고 있는 것이다. 한국의 상황은 더욱 복잡하다. 연금, 고용보험 등 전통적인 복지국가의 과제에 대해서는 전통적 정치세력간의 연대가 부분적으로 유의미한 반면 (사실 기초연금을 둘러싼 논란을 보면 전통적 사회보장과제-구사회위험-를 둘러싼 대립점도 분명하게 형성되어있지 못하다) 돌봄과 관련된 영역에서는 전선의 형성자체가 불명확하기 때문이다. 소위 신구사회위험을 해소 완화하기 위한 복지자원의 확대가 필수적이라는데 동의한다고 해도 개별정책이 가지는 이해집단과 지지집단의 상이함으로 인해 복지확대에 단일한 전선이 불가능하게 된 것이다.

더불어 한국에서는 복지확대를 둘러싼 소위 진보와 보수의 전선도 불명확하다. 2007년 대통령선거를 앞두고 보수정당의 유력한 대선 후보들 모두 보편적 (무상)보육의 확대와 기초연금 등을 대선공약으로 내걸고 있는데, 이는 서구 복지국가들의 정치지형에서는 불가능한 일이다. 일반적으로 이러한 공약은 유럽적 사고에서는 소위 (중도)좌파 또는 진보정당 후보의 정책공약이기 때문이다. 우파정당은 보육의 시장성을 강화하고 개인의 능력과 업적에 상응하는 보상체계를 만드는 것이 중심공약이 된다. 이렇듯 복지확대를 위한 정책대안에서 좌우의 구분이 불분명한 상황은 한국에서 이념구분이 시민의 생활과 밀접하게 연관된 정책의제를 중심으로 형성ㆍ발전된 것이 아니라 과거 냉전체계에 근거한 친미ㆍ반북을 둘러싼 냉전 이데올로기적 대립구도를 중심으로 형성된데 기인한 듯하다. 이러한 상황에서 친(親)복지진영과 반(反)복지진영을 가를 수 있는 유력한 쟁점은 복지확대를 무엇으로 담보할 것인가의 문제(복지확대의 실현가능성에 관한 정책대안)이다. 즉, 재원을 어떻게 조달할 것인가의 문제인 것이다. 앞서 언급한 보수정당의 유력한 대선후보들 중 감세를 주장하면서 복지의 보편적 확대를 주장하는 모순에 빠져있다. 감세하고도 보육과 연금 등의 복지확대를 가능하게 하는 것은 두 가지 길이 있는데 그 하나는 공약으로 제시한 복지정책 외에 다른 복지정책 등을 폐기할 때 가능할 것이다. 또 다른 하나는 소득세와 법인세와 같은 (소득계층에 따라 누진적으로 적용되는) 직접세를 줄이는 대신 부가가치세, 소비세와 같은 역진적인 간접세를 대폭 확대하는 길일 것이다.

즉, 한국사회가 이중적 위험에 직면해 있고, 이러한 위험을 해소ㆍ완화하기 위해서는 복지자원의 근간이 되는 세금의 확대가 불가피한 것이다. 결국 한국사회에서 친(親)복지진영과 반(反)복지진영의 접점은 복지제도 그 자체에 있기 보다는 이를 현실화시킬 수 있는 재원, 특히 세금확대와 관련되어 만들어져야한다. 도식화의 위험을 감수하고 단순화 시키면 증세에 동의ㆍ지지하느냐 반대하느냐에 따른 구분이다. 그러나 이러한 접근은 논리적ㆍ분석적으로는 타당하지만 선거를 매개로한 정치현실에서 타당할지는 판단하기 매우 어렵다. 이것이 친복지진영이 현재 한국사회가 신(新)ㆍ구(舊)사회위험에 대한 대응과 관련된 최대의 모순이자 해결해야할 과제 중 하나인 것이다. 복지가 기본적으로 정치경제학에 기반 한 것이라는 것을 인정한다면 복지정책은 단순히 당위적이고 제도적 합리성의 문제이기 이전에 개별제도들과 개별제도들의 합으로 이루어지는 복지체제가 복지에 대한 튼튼한 지지 세력을 어떻게 만들어낼 것인가를 고민해야하는 것이기 때문이다. 개별제도와 개별제도의 총화를 대변하는 복지체제의 튼튼한 지지 세력을 만드는 것은 현재 한국사회가 당면한 사회적 과제를 풀어가는 가장 현실적 대안인 동시에 미래에 한국사회가 직면할 사회위험으로부터 시민을 적극적으로 보호하는 유력한 대안일 것이다.

우리사회가 직면한 이중적 사회위험에 대한 대응을 위한 복지자원의 확대는 현재 세계적 경향과 변화를 거스르는 이단적 선택이 아니다. 또한 신자유주의적 논리의 정당성에 근거한 시장을 중심으로 한 복지국가의 재편은 단순히 전통적인 복지국가를 대체하는 자연적이고 역사적 경향이 아니다. Mishra(1999)의 지적과 같이 자본의 자유로운 이동, 노동시장의 유연화 등 시민의 복지에 대한 국가의 적극적인 역할에 반대하고 시장중심의 체제를 지향하는 힘들의 근거인 세계화를 향한 목적의식적인 정치ㆍ경제적 선택 과정이었음을 기억해야한다.

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