| 선정 단계 | 인원(명) |
|---|---|
| 2025년 복지인식 조사 완료 | 2,661 |
| 세 문항 모두 유효 응답 | 2,622 |
| 2025년 30~59세 | 1,019 |
| 2013~2024년 이력 완비 | 986 |
| 타 직역연금 제외 | 906 |
Note
집필 중인 연구논문 초안입니다. 20차 복지인식을 결합하여 1차 실증분석을 수행한 탐색적 원고입니다. 주 분석은 비가중 추정이며, 인과효과나 모집단 전체의 차이로 단정하지 않습니다.
1 서론
사회정책은 시장에서 발생하는 위험을 공동으로 분담하고 소득과 생활의 불평등을 완화하는 장치다. 그러나 노동시장 이중구조는 사회정책의 불평등 완화 기능을 약화시키거나, 오히려 기존 불평등을 강화하는 방향으로 역전시킬 수 있다. 『이중화의 시대』에서 발전된 노동시장 이중화 논의 역시 노동시장의 변화와 사회보장제도의 결합이 불평등을 어떻게 재생산하는지에 주목한다(Emmenegger et al., 2012). 노동시장 이중구조가 중요한 이유는 고용과 소득의 격차가 사회적 보호의 격차로 이어지면서, 이를 조정해야 할 사회정책의 작동 방식까지 바꿀 수 있기 때문이다.
본질은 사회보장제도가 그 존재만으로 불평등 완화 기능을 실현할 수 없다는 데에 있다. 안정적인 고용과 지속적인 기여를 전제로 권리를 배분하는 사회보험에서는 노동시장에서 유리한 위치를 점한 사람이 제도의 보호에도 안정적으로 접근할 가능성이 크다. 반대로 고용과 소득이 불안정한 사람은 보호의 필요가 큰 상황에서도 권리를 축적하기 어렵다. 이러한 차이는 산업구조의 변화나 비표준고용의 증가만으로 결정되지 않으며, 고용보호와 사회보장 등 제도적 배열에 따라 완화되거나 심화될 수 있다(Emmenegger et al., 2013). 따라서 비정규 노동과 기존 사회보장제도 사이의 부정합이나 사회보험 기여의 격차를 살펴보는 일은, 노동시장 불평등이 사회적 보호의 차이로 이어지는 과정을 이해하는 출발점이다.
사회보험 지위와 공적연금 지출 선호의 관계는 기존 연구에서도 다루어져 왔다(김수완 and 안상훈, 2013). 이 논의를 확장하려면 현재의 가입 여부와 함께 그 상태에 이르기까지 누적된 경험을 고려해야 한다. 같은 시점에 가입자로 관찰되더라도 지속적으로 기여한 사람과 가입·납부의 중단과 재개를 반복한 사람은 제도와 서로 다른 관계를 맺어왔을 수 있다. 이러한 차이를 시간에 걸친 이력으로 파악하는 것은 사회적 보호의 경험이 정책 선호와 연결되는 방식을 이해하는 데 중요하다.
이를 분석할 때는 제도에 가입하여 권리를 축적하는 경험과 위험 발생 이후 급여를 수급하는 경험을 구분할 필요가 있다. 고용보험의 실업급여 수급 경험을 살펴보는 경우에는 실업으로 인한 생활 변화와 제도의 보호를 경험한 영향이 함께 나타날 수 있어, 정책 선호가 어떤 경험과 연결되는지 구분해야 한다. 건강보험처럼 폭넓은 인구를 포괄하는 제도에서는 노동시장 지위에 따른 가입·배제뿐 아니라 보험료 부담이나 급여 보장성 등 다른 차원의 경험도 함께 고려해야 한다. 본 연구는 노동시장 조건에 따라 달라지는 사회보험 가입·기여의 지속과 중단을 관찰하기 위해 국민연금에 주목한다.
국민연금은 노후소득 보장을 목적으로 하면서, 가입과 기여의 누적을 통해 장래의 사회적 권리를 축적하는 제도다. 기여와 수급 사이에는 시간적 간격이 있지만, 그동안의 가입·납부 경험은 장래 급여에 대한 기대와 제도에 대한 평가를 형성하는 조건이 될 수 있다. 동일한 국민연금제도 안에서도 개인이 경험하는 가입의 지속성, 보험료 부담, 기여의 중단과 재개는 서로 다를 수 있다. 본 연구는 노후의 급여 수급 이전에 축적되는 이러한 경험과 정책 선호의 관계에 초점을 둔다. 제도가 위험을 공동으로 분담하는 장치로 경험되는지, 불확실한 권리를 위해 당장의 부담을 요구하는 장치로 경험되는지에 따라 제도에 대한 지지와 요구도 달라질 가능성이 있기 때문이다.
본 연구는 한국복지패널을 활용하여 국민연금 가입·납부 이력을 유형화하고, 누적된 제도 경험이 복지정책 선호와 갖는 관계를 분석한다. 관심은 노동시장 지위에 따라 달라지는 사회보험 경험이 다시 사회정책에 대한 지지와 요구의 분화로 연결되는가에 있다. 2025년 복지인식 응답으로 유형 간 차이를 분석하고, 2013년에도 응답한 동일인의 두 시점 비교를 통해 선호의 변화를 별도로 살펴본다. 이를 통해 현재의 가입 여부를 넘어 누적된 사회보험 경험을 정책 선호의 분화를 이해하는 분석 대상으로 제시하고, 노동시장 이중구조 논의를 제도 경험의 정치적 함의로 확장하고자 한다.
2 이론적 배경과 선행연구
2.1 노동시장 이중구조와 사회적 보호의 분절
노동시장 이중구조는 고용의 안정성, 임금, 훈련 기회, 사회보장 접근성의 격차가 특정 집단에 중첩되고 지속되는 구조를 가리킨다. 이중화에 대한 제도적 접근은 시장 변화가 동일하더라도 정책 선택에 따라 내부자와 외부자 사이의 경계가 다르게 형성될 수 있다는 점에 주목한다 (Emmenegger et al., 2013). 이 관점에서 사회보험의 사각지대는 제도의 적응이 늦어 발생한 잔여적 문제에 그치지 않으며, 제도의 적용과 부담 구조가 격차를 재생산하는 방식으로 검토되어야 한다.
한국에서는 고용형태와 함께 기업규모를 고려할 필요가 있다. 박성준의 연구는 한국의 중심부와 주변부를 분리하여 복지·생산제도를 비교함으로써 동일한 국가 안에서도 제도적 보호와 조정의 양상이 상이하게 나타남을 보였다(박성준, 2022). 이승윤·박성준은 대기업 중심의 성장과 고용·복지 비용의 외부화를 연결하여, 기업규모별 격차가 제도적으로 조직되는 과정을 논의하였다(이승윤 and 박성준, 2025). 이러한 연구는 정규직 여부만으로 노동시장 지위를 정의할 때 사회적 보호의 차이를 충분히 포착하지 못할 수 있음을 시사한다.
이 논의를 개인의 생애과정에 적용하면, 특정 시점의 지위를 넘어 그 위치가 얼마나 지속되고 어떤 이동을 수반했는지가 중요해진다. 현재 동일한 고용형태와 기업규모에 속한 사람도 과거의 실업, 사업장 이동, 자영업 전환 등에 따라 다른 사회보험 이력을 가질 수 있다. 따라서 노동시장 이력과 사회보험 이력을 연결하되, 두 이력을 동일한 것으로 취급하지 않는 접근이 필요하다.
2.2 국민연금 가입 궤적과 누적된 제도 경험
기여에 기반한 연금제도에서 가입은 시간에 걸친 권리 축적 과정이다. 특정 시점의 가입 여부와 누적된 기여 경험은 구분되어야 한다. 가입기간이 같아도 기여가 한 시기에 집중되어 있는지, 여러 차례 중단되었는지, 최근에 안정적인 가입으로 전환했는지에 따라 제도와 맺어온 관계는 다를 수 있다. 본 연구는 이러한 지속성, 전환, 최근 경험의 결합을 가입 궤적으로 파악한다.
형식적인 가입과 실제 보험료 납부도 구분할 필요가 있다. 한국복지패널은 공적연금 가입 여부와 가입종별에 더하여 국민연금 납부 여부, 미납 유형과 사유 등을 조사한다(이원진 et al., 2025). 납부예외, 체납, 적용제외와 미가입을 모두 동일한 ‘배제’로 분류하면 각 상태의 제도적 의미와 진입 경로가 사라질 수 있다. 따라서 상태 구분은 차수별 조사표의 호환성을 확인하여 구성한다.
한신실은 한국복지패널의 장기 자료에 집단중심 추세분석을 적용하여 국민연금 가입종별 이력을 유형화하고 유형별 기여격차를 분석하였다 (한신실, 2021). 이 연구는 가입종별 차이를 시간에 걸친 경험으로 파악했다는 점에서 본 연구의 중요한 출발점이다. 본 연구는 이러한 누적적 관점을 정책 선호의 분석으로 확장하여, 기여 경험의 차이가 제도에 대한 지지와 요구의 차이로 연결되는지 살펴보고자 한다.
2.3 정책 피드백과 복지정책 선호의 분화
정책 피드백 관점에서 정책은 정치적 선택의 결과인 동시에 이후의 이해관계와 인식을 형성하는 조건이다. Pierson은 정책이 자원과 유인을 배분하는 경로와 정치적 세계를 해석하는 정보와 단서를 제공하는 경로를 구분하였다(Pierson, 1993).
이러한 불균등한 제도 경험은 사회정책의 분배적 결과와 함께 정치적 결과에 관한 질문을 제기한다. 사람들은 제도에 참여하고 권리를 축적하는 과정에서 장래의 이해관계를 형성하며, 자신이 어떤 보호를 받을 수 있는지에 대한 기대와 평가를 갖게 될 수 있다(Pierson, 1993). 안정적으로 보호받아 온 경험은 제도에 대한 지지와 연결될 수 있지만, 반복적으로 기여가 중단되거나 보호에서 배제된 경험의 정치적 의미는 한 방향으로 정해져 있지 않다. 그러한 경험은 제도에 대한 지지를 약화시킬 수도 있고, 보장 확대에 대한 요구를 강화할 수도 있다. 따라서 사회적 보호의 불평등이 어떤 정책적 지지와 요구로 이어지는지는 별도로 살펴볼 필요가 있다.
제도 경험이 반드시 지지의 강화로 이어지는 것은 아니다. Jacobs와 Mettler는 정책의 편익뿐 아니라 부담도 피드백의 경로가 되며, 정치적 성향과 정부 신뢰 등이 그 작동을 조건 지을 수 있음을 논의하였다 (Jacobs and Mettler, 2018). 이를 국민연금에 적용하면 지속적인 포섭 경험은 제도 유지·확대에 대한 지지와 연결될 수 있지만, 불안정한 기여 경험은 보장 확대의 요구를 키울 수도 있고 제도에 대한 지지를 약화시킬 수도 있다. 그 방향은 경험적으로 확인되어야 한다.
복지 선호는 이러한 차이를 드러낼 수 있도록 구분되어야 한다. 사회적 보호에 대한 필요, 재분배에 대한 동의, 공적연금 지출에 대한 선호, 추가적인 재원 부담의 수용은 서로 다른 차원이다. 일반적인 재분배에는 동의하면서 공적연금 지출 확대에는 소극적일 수 있으며, 지출 확대를 원하면서도 본인의 부담 증가에는 반대할 수 있다. 이러한 조합은 단순한 비일관성보다 제도의 편익과 부담을 어떻게 경험하고 평가하는지의 문제로 해석할 필요가 있다. 다만 공적연금 지출 문항을 국민연금의 특정 개혁안에 대한 찬반으로 확대 해석하지는 않는다.
2.4 선행연구와 연구질문
김수완·안상훈은 노동시장과 사회적 보호의 내부자·외부자 지위를 구분하여 공적연금 지출 선호를 분석하였다. 이들은 노동시장 외부자와 사회보험 내부자가 각각 연금지출 확대를 더 지지하는 결과를 보고하였다 (김수완 and 안상훈, 2013). 이는 노동시장에서의 불리함과 제도 안에서의 이해관계가 서로 다른 경로로 선호에 연결될 수 있음을 보여준다.
따라서 사회보험 지위와 정책 선호의 관계 자체를 새로운 발견으로 주장하기보다는, 그 관계를 누적된 가입 경험과 개인 내 변화의 관점에서 검토하는 데 본 연구의 기여를 둔다.
구체적인 연구질문은 다음과 같다. 첫째, 국민연금 가입 경험은 납부의 지속, 중단과 재개에 따라 어떠한 궤적으로 구분되는가? 둘째, 가입 궤적별 복지정책 선호의 차이는 현재의 노동시장 지위와 경제적 조건을 고려한 뒤에도 관찰되는가? 셋째, 2013∼2025년 동일인의 정책 선호 변화는 가입 궤적 유형에 따라 어떻게 다른가? 이때 공적연금 지출 선호와 일반적인 재분배·재원 부담 태도에서 같은 방향의 변화가 나타나는가?
본 연구는 지속적인 포섭이 공적연금 지지와 연결된다는 설명과, 불안정한 경험이 보상적 확대 요구를 높인다는 설명을 경쟁적으로 검토한다. 특히 총 기여기간이 유사한 부분가입 이력 안에서 전환의 빈도와 최근 경험이 추가적인 설명력을 갖는지 살펴본다. 모든 유형 사이에 동일한 기여기간의 비교가 가능하다고 가정하지 않고, 실제로 비교 가능한 이력의 범위에서 기간과 불안정성을 구분한다.
3 연구방법
3.1 분석자료와 연구대상
한국복지패널 1∼20차 통합 CSV에 20차 복지인식 beta1 SAS 자료를 개인 식별자로 결합하였다. 주 분석의 정책 선호는 2025년 20차 복지인식 응답만 사용한다. 가입 이력은 본조사의 전년도 말 기준 상태를 사용하므로, 2013∼2024년은 9∼20차에 해당한다(이원진 et al., 2025). 여러 차수의 복지인식 응답을 합산하지 않고, 각 개인을 2025년에 한 번만 관찰한다.
2005∼2024년 전체 이력의 사용 가능성도 확인하였으나, 현재 통합자료의 1차에는 상태 구분에 필요한 h_soc_2·h_soc_3·h_soc_5 값이 없어 같은 규칙으로 이력을 구성할 수 없었다. 이에 2013∼2024년 12개 연말 관측을 공통 관측기간으로 사용하였다. 아동기의 적용제외가 노동시장 배제 경험처럼 분류되지 않도록 2013년 기준 18세 이상인 사람을 대상으로 하며, 2025년 분석 연령은 30∼59세다. 연금 지출 확대, 정부 재분배 책임과 복지 증세 동의의 세 문항에서 모두 1∼5의 유효 응답이 있는 사람만 포함한다. 어느 한 문항이라도 무응답 또는 ‘선택할 수 없음’이면 주 분석표본에서 제외한다. 이력에 결측이 있거나 관측기간 중 타 직역연금 가입이 확인되는 사람도 제외한다.
분석표본은 906명이며 개인별 시퀀스도 하나씩 구성하였다. 2013년과의 비교는 이 표본 중 8차 복지인식에서도 세 문항에 모두 유효 응답이 있는 사람에게 한정한다. 주 분석은 비가중 추정이며, 결과는 이 분석표본 안의 관계로 해석한다. 12년 이력이 완비된 반복 참여자에 대한 선택과 표본설계 전체를 반영하지 못한 점을 고려해야 한다.
3.2 변수의 구성
3.2.1 국민연금 가입·납부 상태
각 연말 상태를 납부(P), 가입 중 비납부(S), 비가입·적용제외(N)의 세 상태로 구분하였다. 사업장·지역·임의·임의계속가입의 납부는 하나로 통합하였다. 가입 중 비납부는 납부예외와 체납을 포함하며, 비가입·적용제외에는 가입하지 않고 연금만 수급하는 상태도 포함된다. 무응답과 관측되지 않은 차수는 비가입으로 바꾸지 않았다. 납부 횟수는 연말에 납부 상태로 관찰된 횟수이며 월단위 인정 가입기간이나 해당 연도 전체의 납부를 뜻하지 않는다.
3.2.2 복지정책 선호와 통제변수
연금 지출 확대는 wc_7, 정부 재분배 책임은 wc_4, 복지 증세 동의는 wc_22를 사용하였다. 이번 Crude 비교에서는 각 문항의 3번 응답을 제외하고, 1·2를 1, 4·5를 0으로 코딩한다. 제외는 문항별로 적용하므로 한 문항에서 3번을 답한 사람이 다른 문항의 Crude 분석에서 함께 제외되지는 않는다. 가입 궤적 유형은 세 문항에 모두 유효 응답이 있는 원래 906명에서 구성한 것을 유지한다. 2013년과의 비교 및 기존 추가모형은 중간범주를 포함한 기존 정의를 유지하여 이번 Crude 비교와 구분한다. 2025년 연금 문항의 명칭은 ‘국민연금(기초연금)’이므로, 기여형 국민연금의 특정 개혁안에 대한 찬반으로 해석하지 않는다. 주 비교는 가입유형만 넣은 Crude 모형으로 제시한다. 추가로 추정하는 M1은 연령·연령제곱·성별·교육·혼인을 통제하고, M2는 개인소득과 노동시장 지위를 추가한다. 개인소득은 근로·사업 등 소득의 합계를 역쌍곡사인으로 변환하였다. 노동시장 지위는 상용·기타 임금근로를 사업장 300인 이상·미만으로 구분하고, 비임금근로·미취업·규모 미상 임금근로를 별도 범주로 두었다. 소득과 노동시장 지위는 2025년 본조사에 기록된 전년도 상태이며, 이를 고려한 계수는 현재 조건이 같은 사람 사이의 조건부 차이다.
3.3 분석방법
3.3.1 가입 궤적의 유형화
2013∼2024년의 상태를 시간순으로 배열하고 최적일치 거리를 계산하였다(Gabadinho et al., 2011). 삽입·삭제 비용은 1, 서로 다른 상태의 대체 비용은 2로 설정하였다. PAM 군집 수는 3∼6개를 비교하고, 최소 집단 비중이 5% 이상인 해 중 평균 실루엣 폭이 가장 큰 해를 선택하였다. 유형은 정책 선호를 사용하지 않고 구성하며, 평균 납부 관측횟수가 많은 순으로 번호를 부여한다.
3.3.2 2025년 정책 선호의 비교
유형별 지지 비율은 2025년 세 문항 공통 유효 응답표본에서 해당 문항의 3번 응답을 제외한 뒤 산출한다. 따라서 이 비율은 1·2·4·5 응답자 중 1·2를 선택한 사람의 비율이며, 문항별 분석 인원은 서로 다르다. 유형 간 비조정 차이는 가입유형만 설명변수로 넣은 선형확률모형으로 추정한다. 평균 납부 관측횟수가 가장 많은 유형을 기준집단으로 둔다. 개인당 관측이 하나이므로 개인 고정효과나 조사 차수 효과를 사용하지 않는다. 표준오차는 이분산을 고려한 HC1 방식으로 계산하고, 계수와 95% 신뢰구간을 %포인트로 제시한다. Crude 모형은 공변량을 넣지 않으며, 해당 문항의 3번 응답만 추가로 제외한다. 기존 M1·M2 등 추가모형의 중간범주 포함 결과는 별도로 유지한다.
3.3.3 2013년과의 동일인 비교
2025년 주 분석표본 중 2013년에도 세 문항에 모두 유효 응답이 있는 사람을 개인 식별자로 연결하였다. 각 유형 안에서 같은 사람들의 2013년과 2025년 지지 비율 및 그 차이를 계산한다. 2025년까지의 가입 이력으로 유형을 구성하므로, 이는 이력 유형별 변화의 회고적 비교다. 2013년의 선호를 이후에 형성된 유형이 설명한다거나, 유형 간 변화 차이가 가입 경험의 인과효과라고 해석하지 않는다.
4 분석결과
4.1 분석표본의 구성
표본 선정 단계와 각 단계의 인원은 다음과 같다(Table 1). 주 분석의 관측단위는 2025년 응답자 개인이며, 한 사람을 여러 차수의 응답으로 중복 계산하지 않는다.
4.2 국민연금 가입 궤적의 유형
선택된 유형 수는 3개이며, 평균 실루엣 폭은 0.581이다. 대표 시퀀스는 왼쪽부터 2013∼2024년을 뜻하며 P는 납부, S는 가입 중 비납부, N은 비가입·적용제외다. 유형별 비중과 상태별 관측횟수, 상태 전환 횟수를 함께 제시하였다(Table 2).
| 유형 | 인원 (명) |
비중 (%) |
대표 시퀀스 |
납부 횟수 |
가입 중 비납부 횟수 |
비가입·적용제외 횟수 |
상태 전환 횟수 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 유형 1 | 553 | 61.0 | PPPPPPPPPPPP | 10.76 | 0.55 | 0.69 | 1.21 |
| 유형 2 | 156 | 17.2 | SSSSPSSSPPSP | 4.12 | 6.47 | 1.41 | 3.39 |
| 유형 3 | 197 | 21.7 | NNNNNNNNPPNN | 2.23 | 1.09 | 8.68 | 2.56 |
유형 1은 납부가 평균 10.76회 관찰되는 납부 중심의 이력이다. 유형 2는 가입 중 비납부가 평균 6.47회 관찰되며, 상태 전환도 세 유형 중 가장 많다. 유형 3은 비가입·적용제외가 평균 8.68회 관찰되는 이력이다. 납부 상태는 0∼12회, 상태 전환은 0∼11회 관찰될 수 있다. 대표 시퀀스와 유형 안의 실제 이력 분포를 함께 보아야 한다(Figure 1).
한 행은 한 사람의 12개 연말 상태를 나타내며, 각 개인은 한 패널에 한 번만 포함된다. 패널별 높이는 유형의 인원 비중에 비례하지 않는다.
4.3 가입 궤적별 2025년 복지정책 선호
다음 비율은 2025년 각 문항에서 3번 응답을 제외한 사람 중 1·2를 선택한 비율이다(Table 3). 문항별 분석 인원은 연금 416명, 재분배 691명, 증세 553명이다. 유형별 인원과 1·2 및 4·5 응답 수를 함께 제시하였다.
| 유형 | 문항 | 1·2 (명) |
4·5 (명) |
전체 (명) |
1·2 (%) |
|---|---|---|---|---|---|
| 유형 1 | 연금 지출 | 155 | 103 | 258 | 60.1 |
| 유형 1 | 재분배 책임 | 381 | 48 | 429 | 88.8 |
| 유형 1 | 복지 증세 | 160 | 186 | 346 | 46.2 |
| 유형 2 | 연금 지출 | 43 | 27 | 70 | 61.4 |
| 유형 2 | 재분배 책임 | 109 | 8 | 117 | 93.2 |
| 유형 2 | 복지 증세 | 47 | 46 | 93 | 50.5 |
| 유형 3 | 연금 지출 | 45 | 43 | 88 | 51.1 |
| 유형 3 | 재분배 책임 | 128 | 17 | 145 | 88.3 |
| 유형 3 | 복지 증세 | 53 | 61 | 114 | 46.5 |
가입유형만 넣은 Crude 모형의 비조정 차이는 다음과 같다(Table 4). 표 3의 문항별 표본에서 1·2 대 4·5의 비율 차이를 회귀계수와 95% 신뢰구간으로 제시하였다. 기준집단은 평균 납부 관측횟수가 가장 많은 유형 1다. 추정치는 3번 응답을 제외한 조건부 차이로 해석한다. 유형 3의 연금 지출 확대 비율은 유형 1보다 8.94%포인트 낮았으며, 95% 신뢰구간은 -21.02∼3.14%포인트였다. 재분배 책임과 복지 증세의 유형 3 계수는 각각 -0.54%포인트와 0.25%포인트였다. 세 문항 모두 각 유형과 기준집단의 차이는 95% 신뢰구간에 0을 포함하였다.
| 유형(기준집단 제외) | 연금 지출 확대 (N=416) |
정부 재분배 책임 (N=691) |
복지 증세 동의 (N=553) |
|---|---|---|---|
| 유형 2 | 1.35 [-11.57, 14.27] | 4.35 [-1.12, 9.82] | 4.29 [-7.18, 15.77] |
| 유형 3 | -8.94 [-21.02, 3.14] | -0.54 [-6.57, 5.50] | 0.25 [-10.34, 10.83] |
그림은 문항별 3번 응답을 제외하고 공변량 없이 추정한 Crude 모형의 결과다. 점은 기준 유형과의 지지 확률 차이이며 가로선은 이분산을 고려한 95% 신뢰구간이다. 표 4와 그림 2는 각 문항에서 동일한 2025년 개인별 관측과 동일한 모형을 사용한다. 패널 제목의 N은 해당 문항에서 3번 응답을 제외한 인원이다.
4.4 2013∼2025년 동일인의 선호 변화
두 시점에서 세 문항 모두 유효 응답이 있는 사람은 735명이다. 각 행의 2013년과 2025년 비율은 동일인으로 계산하였으며, 유형은 2013∼2024년 이력을 기준으로 고정하였다(Table 5). 이 비교표는 2013년에도 응답한 사람에게 한정하고, 두 시점 모두 기존의 1·2 대 3·4·5 정의를 유지한다. 따라서 3번 응답을 제외한 표 3·4 및 그림 2와 분모와 비교 대상이 다르다.
| 유형 | 문항 | 인원(명) | 2013년(%) | 2025년(%) | 변화(%p) |
|---|---|---|---|---|---|
| 유형 1 | 연금 지출 확대* | 450 | 42.4 | 28.4 | -14.0 |
| 유형 1 | 정부 재분배 책임 | 450 | 71.6 | 68.7 | -2.9 |
| 유형 1 | 복지 증세 동의 | 450 | 40.9 | 27.8 | -13.1 |
| 유형 2 | 연금 지출 확대* | 132 | 40.9 | 28.0 | -12.9 |
| 유형 2 | 정부 재분배 책임 | 132 | 69.7 | 72.0 | 2.3 |
| 유형 2 | 복지 증세 동의 | 132 | 43.9 | 31.1 | -12.9 |
| 유형 3 | 연금 지출 확대* | 153 | 45.8 | 24.2 | -21.6 |
| 유형 3 | 정부 재분배 책임 | 153 | 73.2 | 66.0 | -7.2 |
| 유형 3 | 복지 증세 동의 | 153 | 36.6 | 23.5 | -13.1 |
동일인 표본에서 정부 재분배 책임의 지지 비율 변화는 유형별로 방향이 달랐으며, 복지 증세 동의 비율은 세 유형 모두 약 13%포인트 낮아졌다. 이 비교는 해당 반복 응답자의 변화이며, 두 연도 전체 인구의 복지태도 추세를 추정한 결과는 아니다. 별표(*)로 표시한 연금 문항은 2013년 ‘국민연금(노령연금)’, 2025년 ‘국민연금(기초연금)’으로 표현이 다르다(이현주 et al., 2013; 이원진 et al., 2025). 따라서 연금 지출 선호의 두 시점 차이는 참고치로 제시하며, 동일한 제도 대상에 대한 선호 변화로 단정하지 않는다.
4.5 모형과 거리척도를 달리한 비교
현재의 가입·납부 상태를 추가로 고려한 모형, 부가조사 가중치를 적용한 M2, 연금 문항의 다섯 범주를 보존한 서열 로짓 모형을 별도로 추정하였다. 해밍 거리로 같은 수의 유형을 구성하여 거리척도에 따른 분류의 차이도 확인하였다(Studer and Ritschard, 2016). 부분납부 이력에서는 납부 관측횟수를 범주별로 고려하여 전환 횟수와 연금 지출 선호의 관계를 살펴보았다.
최적일치법과 해밍 거리 분류 사이의 조정 랜드 지수는 0.808이다. 부분납부 이력의 전환 1회에 대한 연금 지출 확대 추정치는 2.50%포인트다. 95% 신뢰구간은 -0.51∼5.52%포인트다.
5 논의 및 결론
본 연구는 2013∼2024년의 가입·납부 이력을 개인별로 유형화하고, 그 유형과 2025년 정책 선호의 관계를 분석하였다. 주 분석의 유형 간 차이와 2013년에도 응답한 동일인의 선호 변화를 구분하였다. 2025년 Crude 비교는 문항별 3번 응답을 제외한 사람 사이의 차이를 분석하였다. 가입 궤적을 구성한 표본과 각 문항의 Crude 분석표본을 구분하여 해석해야 한다. 중간 응답 제외 후에도 각 유형과 기준집단의 차이는 모두 95% 신뢰구간에 0을 포함하였다. 동일인 비교에서는 복지 증세 동의 비율이 모든 유형에서 낮아졌지만, 이를 가입 이력에 따른 변화의 인과효과로 해석할 수는 없다. 제도 경험과 정책 선호의 관계는 공적연금 지출, 정부 재분배 책임과 복지 증세의 각 차원에서 평가해야 한다.
분석은 가입 이력이 완비된 2025년 30∼59세 응답자에 한정되므로 다른 연령층과 패널 탈락자에게 일반화하기 어렵다. 연말 상태는 실제 인정 가입기간과 다르며, 비가입·적용제외에는 여러 제도적·생애과정적 상태가 포함된다. 2013년과의 비교는 두 시점 모두 응답한 사람에 대한 회고적 비교이므로 제도 경험의 인과효과나 전체 인구의 태도 변화로 해석하지 않는다. 국민연금의 순분배 효과가 불평등을 증가시키는지 역시 이 분석의 직접적인 검증 대상은 아니다.
References
Emmenegger, P., Hausermann, S., Palier, B. and Seeleib-Kaiser, M. (eds) (2012) The Age of Dualization: The Changing Face of Inequality in Deindustrializing Societies, Oxford, UK, Oxford University Press.
Emmenegger, P., Häusermann, S., Palier, B. and Seeleib-Kaiser, M. (2013) “Structural Change and the Politics of Dualization,” Rassegna Italiana di Sociologia, 54, 201–226.
Gabadinho, A., Ritschard, G., Müller, N. S. and Studer, M. (2011) “Analyzing and Visualizing State Sequences in R with TraMineR,” Journal of Statistical Software, 40, 1–37.
Jacobs, L. R. and Mettler, S. (2018) “When and How New Policy Creates New Politics: Examining the Feedback Effects of the Affordable Care Act on Public Opinion,” Perspectives on Politics, 16, 345–363.
Pierson, P. (1993) “When Effect Becomes Cause: Policy Feedback and Political Change,” World Politics, 45, 595–628.
Studer, M. and Ritschard, G. (2016) “What Matters in Differences Between Life Trajectories: A Comparative Review of Sequence Dissimilarity Measures,” Journal of the Royal Statistical Society: Series A (Statistics in Society), 179, 481–511.
김수완 and 안상훈 (2013) “한국 노동시장과 사회적 보호의 내부자-외부자 균열: 공적연금지출에 대한 인식을 중심으로,” 사회보장연구, 29, 83–103.
박성준 (2022) “노동시장 이중구조를 고려한 복지·생산체제론적 비교사회연구,” 사회복지정책, 49, 121–156.
이승윤 and 박성준 (2025) “대기업의 ‘외재적 비용전가’와 한국 발전주의 복지국가의 재해석,” 비판사회정책, 115–148.
이원진 et al. (2025) 2025년 한국복지패널 조사·분석 보고서, 연구보고서, 한국보건사회연구원.
이현주 et al. (2013) 2013년 한국복지패널 기초분석 보고서, 한국보건사회연구원.
한신실 (2021) “국민연금 가입종별 기여격차 요인분해,” 한국사회정책, 28, 161–189.