몽롱일기

본문

비정규노동자의 주관적 행복도

쿠메 코이치, 오오타케 후미오,
오쿠다이라 히로코, 츠루 코타로

1. 들어가며

1) 주관적 행복도 연구와 정책입안

개인의 복리(well-being)나 행복은 어떻게 정의되고 측정될 수 있는 것일까? 물론 복리나 행복은 다양한 측면에서 성립되며, 엄밀한 수치화 또한 당연히 쉽지 않다. 따라서 사회학, 경제학 등 분야의 실증분석에서는 각종 앙케이트 조사를 활용하여 개인들에 대해 현재 얼마나 행복한지 5점 척도나 10점 척도로 물어 그 응답을 행복의 정도, 즉 행복도로 정의하는 것이 일반적이다. 이는 자신의 행복도를 주관적으로 평가한 것이기에 보다 정확하게는 주관적 행복도라 부르는 것이 적절하다.
최근 주관적 행복도에 관한 실증분석이 광범위하게 이루어지고 있다. 특히 앙케이트 조사를 통해 행복도의 결정요인을 분석하는 연구들이 축적되고 있다. 행복도의 결정요인으로서 가장 중요하게 논의되는 것은 소득수준으로서, 개인 수준의 행복도와 소득수준 간의 관계에 관한 분석에서도 양자 간의 정(+)의 상관관계가 명확히 나타난다.
한편, 국가 수준에서 집계된 자료들을 살펴보면, 행복도와 1인당 GDP수준은 국가간 비교를 실시할 경우 명확히 정(+)의 상관관계가 나타나지는 않는다. 예컨대 블랜치플라워와 오스왈드(Blanchflower and Oswald, 2004)는 미국인의 행복도가 1970년대 초기부터 꾸준히 하락해 온 데 반해, 영국인들의 생활만족도는 비슷한 수준을 유지해 왔음을 보여주었다. 한편, 프레이와 스터쳐(Frey and Stutzer, 2002)는 2차 세계대전 이후부터 1990년대에 이르기까지 일본인의 1인당 실질GDP는 약6배 증가하였으나 생활만족도는 큰 변화를 보이지 않았다고 보고하였다.
이는 ‘행복의 역설’이라 불리는데,(주1) 이를 해명하기 위해 다수의 행복도 연구가 이루어졌다.(주2) ‘행복의 역설’에 대한 주된 설명으로는 다음의 세 가지가 제시된다. 첫째, 행복도는 소득의 절대수준이 아니라 타인과의 비교를 통한 상대적 수준에 의존한다. 둘째, 소득이나 자산 등의 상승에 적응하는 인간의 특성을 고려할 때, 경제적인 풍요로움이 향상이 필연적으로 사람들의 행복도를 지속적으로 향상시키는 것은 아니다. 셋째, 사람들의 행복도는 경제적인 풍요로움만이 아니라 그 밖의 심리적인 요인에 강하게 의존한다. 디너와 셀리그만(Diener and Seligman, 2004)은 경제가 성숙단계에 들어가면 금전적 보수보다도 사회적인 관계로부터 얻는 즐거움이 중요해진다는 주장을 폈다. 디 텔과 맥컬록(Di Tell and MacCulloch, 2008)은 행복도가 소득과 정(+)의 상관관계를 보이긴 하나, 범죄, 인플레율, 실업률 등과의 부(-)의 상관관계의 영향이 매우 크게 작용함을 보여주었다. 이상의 연구들은 사람들의 행복도를 향상시키는 데 있어 경제적 지표를 고려하는 것만으로는 충분하지 않음을 시사하고 있다.
이상의 연구들은 주관적 행복도를 정책입안 및 기획에 반영하도록 하는 계기가 되었다. 특히 선진국에서는 경제성장의 둔화, 사회적 유대의 붕괴, 기후변화, 자원고갈과 같은 문제가 긴박한 과제가 되면서 행복도 지표를 포함한 사회발전의 새로운 지표를 개발하고 그것을 정책입안에 활용하는 데 대한 기대가 높아졌다.
일본에서도 행복도에 관한 연구성과가 축적되어 왔다. 일본의 주요 행복도 조사로는 내각부의 ‘국민생활에 관한 여론조사’와 ‘국민생활선호도조사’, 오사카 상업대학의 ‘전일본일반사회조사(JGSS)’, 생명보험문화센터의 ‘생활인 가치관에 관한 조사’, 오사카대학의 ‘생활 선호 및 만족도 앙케이트 조사’ 등이 있다. 여기서 행복도는 앙케이트 조사대상으로 하여금 전반적인 생활이나 행복감에 대해 만족하는지 만족하지 않는지를 수치로 평가하게 한 것이다.
행복도의 결정요인을 분석한 내각부(2008)의 조사결과에 따르면 여성, 자녀를 둔 기혼자, 일정 수준의 연간 가구소득, 대학 및 대학원졸업, 학생의 경우 상대적으로 행복도가 높고, 고령, 실업상태, 스트레스가 큰 사람들은 행복도가 낮은 경향을 보인다. 츠츠이 요시로 등의 연구(筒井･大竹･池田, 2009)는 연령이 높아질수록 행복도가 낮아진다는 점, 소득수준 향상에 따른 행복도 향상에는 포화지점이 있다는 점, (풀타임 정규직에 비해) 파트타임 노동자의 행복도가 낮다는 점을 발견하였다.
또한 행복도의 지역간 격차에 대한 연구에 의하면 행복도의 지역간 격차는 지역간 소득격차보다 작으며, 개인적 속성을 통제하면 행복도의 지역간 격차는 거의 나타나지 않는다(야마네 치사코 외, 2008). 또 다른 연구는 지역간 행복도의 차이에 대한 소득수준의 영향이 제한적임을 보여주었다(모리카와 마사유키, 2010).
이상의 연구들과 병행하여 행복도를 정책입안에 활용하고자 하는 움직임도 있다. 2010년 6월 내각회의에서 채택된 ‘신성장전략’에는 새로운 성장 및 행복도에 대한 조사연구를 추진할 것이 명시되었다.(주3) 이에 따라 내각부는 행복도에 관한 연구회를 설치하였다. 또한 시즈오카현, 후쿠이현, 쿠마모토현, 도쿄도 아라카와구, 오사카부 카시와바라시 등 지역정책에 행복도를 활용하는 지방자치단체들도 등장하고 있다.

2) 행복도와 노동정책

앞서 살펴본 연구나 정책적 논의의 대부분은 애초부터 행복도의 결정요인이나 지역간 격차에 관한 일반적 논의 제공을 통해 정책형성에 기여하고자 의도한 것은 아니다. 그러나 행복도의 결정요인을 명확히 하는 것이 가능하다면 행복 증진을 위한 유효한 정책(경제적 지원 이외의 지원방안을 포함한)의 윤곽(대상과 수준)을 파악하여 현실의 정책입안에 행복도를 활용하는 것이 가능하게 된다.
이 글에서는 구체적인 정책적 과제로서 비정규노동자의 행복도를 분석하여 비정규노동자의 행복도 향상을 위한 정책방안 및 제도적 지원에의 시사점을 도출하는 것을 목적으로 한다. 1990년대 이후 비정규직 비율이 급속히 확대되어 소득 및 대우의 격차문제에 주목하는 논의들이 폭넓게 이루어져 왔으나, 비정규노동자의 주관적 행복도의 시점으로부터 세부적인 논의를 전개한 연구들은 거의 없다. 그간의 행복도 연구들은 비정규노동자들의 행복을 증진시키기 위해 좁은 의미의 소득수준 향상보다도 효과가 큰 방법이 존재할 수 있음을 시사한다.
일본에서 노동과 행복도에 관한 선행연구로는 오오타케 후미오(2006), 사노 신페이․오오타케 후미오(2007) 등의 연구가 있다. 이 연구들은 노동자의 행복를 분석하여 실업, 장시간노동, 원하는 노동시간과 실노동시간 간의 괴리 등이 노동자의 행복을 저해하는 요인들임을 밝혀냈다. 그러나 이 연구들은 노동조건과 주관적 행복도 간의 관계를 탐구함에 있어 고용형태, 고용계약기간 또는 취업사유 등을 포괄적으로 고려하지는 못하였다.
본 연구는 웹 설문조사 결과를 활용하여 일본의 비정규노동자의 행복도와 그 결정요인을 가족환경, 고용형태, 노동조건, 고용형태 선택 이유, 과거의 경험 등을 포괄적으로 고려하여 분석함으로써 비정규노동자에게 실질적으로 필요한 정책적 대응이 무엇인지를 파악하여 제시하고자 한다. 특히 비정규노동자들의 고용형태와 고용계약기간의 차이에 주목한다는 점이 기존 연구와 구분되는 본 연구의 특징이다. 또한 행복도에 관한 기존 연구들의 다수가 횡단조사 분석인 데 비해, 본 연구는 패널 자료를 분석하였다.

2. 행복도와 노동자의 속성의 관계

1) 경제산업연구소의 조사

경제산업연구소가 2009년 1월 실시한 ‘파견노동자의 생활과 구직행동에 관한 앙케이트 조사’(이하 경제산업연구소 조사)는 파견노동자를 중심으로 한 비정규노동자의 취업실태를 밝히는 것을 목적으로 무작위 추출한 일본 전역의 2,996명을 대상으로 실시한 웹 설문조사이다.
일용파견, 제조업파견, 기타 파견, 고용계약기간 1개월 미만의 직접고용(아르바이트, 파트타임), 고용계약기간 1개월 이상의 직접고용(아르바이트, 파트타임), 고용계약기간의 정함이 없는 직접고용(아르바이트, 직접고용), 계약직, 실업자, 프리랜서 등 9개 집단으로부터 응답이 회수되었다. 사전에 실시한 예비조사와의 정합성을 확인하여 2,208명의 데이터가 이용가능하게 되었다. 더욱이 이 조사는 2009년 1월 실시 이후 6개월마다 동일인을 대상으로 계속 조사가 이루어졌다. 본 연구에서는 이 계속조사를 포함한 전체 4회분의 조사결과 가운데 취업상태에 있었던 파견노동자, 파트타임 및 아르바이트 노동자, 계약직 노동자 데이터를 분석하였다.
자료의 기본적인 속성은 다음과 같다. 표본크기는 1,585명, 남성이 약30%, 평균연령은 41세, 기혼자 비율은 약60%, 독신세대가 약20%로 나타났다. 애초에 특히 일용파견에 중점을 두었던 조사설계로부터 일용파견노동자 그룹이 306명 포함되어 파견노동자가 샘플의 전체 60%를 점하였다. 파트타임 및 아르바이트는 343명, 계약직은 241명이었다. 총무성 노동력조사의 2008년 10-12월 평균 자료에 의하면 파트타임, 아르바이트, 계약직 등의 비정규직은 약 1,639만명인 데 반해, 파견노동자는 146만명으로 전체 비정규노동자 가운데 9% 수준이다. 따라서 본 연구결과는 비정규노동자 전체를 고르게 대표하는 것이라기보다는 파견노동자를 중심으로 한다는 점을 주의할 필요가 있다.(주4)

2) 주관적 행복도의 정의

경제사회연구소 조사는 주관적 행복도에 대한 질문을 포함하고 있다. 구체적으로는 “전체적으로 당신은 평소 어느 정도 행복하다고 느끼나요?”라는 물음에 “매우 행복” 10점, “매우 불행” 0점 사이에서 1점 단위로 선택하도록 하였다.
제1회 조사의 유효응답 1,577명의 주관적 행복도 평균값은 5.77이었다. 본 연구와 동일한 척도를 활용하여 주관적 행복도를 측정한 조사로는 내각부의 ‘국민생활선호도조사’(1978-1999 각년도), 오사카대학의 ‘생활 선호 및 만족도에 대한 앙케이트 조사’(2004-2009 각년도)가 있다. 각 조사의 표본 속성은 상이하다. 정규직도 표본에 포함되어 평균적인 노동력 구성과 유사하게 나타나는 내각부 조사, 오사카대학 2009년 조사와 비교하면 경제산업연구소 조사 결과에서는 전체적으로 행복도가 낮게 나타나 0점부터 4점 사이에 집중되는 양상을 띤다. 이는 경제산업연구소 조사 대상인 비정규노동자의 행복도가 정규직을 포함한 다른 조사 표본과 비교할 때 낮다는 점을 보여준다.

3) 행복도와 개인적 속성 간의 관계

이하에서는 경제산업연구소 조사로부터 파악된 행복도와 각종 개인적 속성 간의 관계에 대해 기존 연구결과를 참고하며 기본속성, 가족환경, 고용형태, 노동조건, 고용형태 선택 이유, 과거의 경험 순으로 소개한다.

① 기본속성

성별: 선행연구들에서는 남성이 평균적으로 여성보다 행복도가 낮은 것으로 나타난다. 경제산업연구소 조사에서도 남성 4.45에 비해 여성이 6.18로 행복도가 높았다. 남성의 상대적으로 낮은 행복도에 대해 오오타케 후미오(2004)는 남성중심 사회에서 남성에게 부과되는 책임과 긴장이 크다는 점을 들어 설명한다.

연령: 연령과 행복도는 일반적으로 U자형의 관계를 보인다. 츠츠이 요시로 등의 연구(筒井･大竹･池田, 2009)에서는 30대에서 행복도가 가장 높은 것으로 나타났다. 경제산업연구소 조사에서는 평균적으로 고령으로 갈수록 행복도가 높아져 60대 이상에서 행복도가 가장 높은 것으로 나타났다.

학력: 학력은 소득이나 사회적 지위와 연결되기 때문에 학력이 높으면 높을수록 행복도가 높아질 것으로 예상된다. 블랜치플라워와 오스왈드(Blanchflower and Oswald, 2004)는 교육과 행복도 간의 정(+)의 상관관계를 확인하고 있으나, 중간 수준의 교육수준을 지닌 사람의 생활만족도가 가장 높다는 연구결과도 있다(Stutzer, 2004). 경제산업연구소 조사에서도 대체로 이러한 경향이 나타나나, 단기대학 졸업자의 행복도가 가장 높은 것으로 나타났다.

② 가족환경

혼인상태: 경제산업연구소 조사에서 표본수가 작은 ‘사별’을 제하면 기혼자의 주관적 행복도가 가장 높았고 미혼자의 행복도가 가장 낮았다.

가족형태(표 생략): 기존 연구들에서 가족형태별 행복도는 독신이 낮고 기혼자가 높은 경향을 보인다. 경제산업연구소 조사에서는 부부로만 이루어진 가족의 행복도가 가장 높았고, 본인과 부모로 이루어진 가족, 독신의 순으로 나타났다. 전체적으로 배우자가 있는 응답자의 주관적 행복도가 높았다.

자녀수: 홀러와 해들러(Haller and Hadler, 2006)는 자녀수와 주관적 행복도 간에 정(+)의 상관관계를 강조하고 있으나, 한부모의 경우(Frey and Stutzer, 2000)나 이혼한 모친을 둔 경우(Schoon et al., 2005), 혹은 가족이 가난한 경우(Alesina et al., 2004)에는 자녀수와 행복도 간에 부(-)의 상관관계가 확인된다. 경제산업연구소 조사에서는 자녀가 없는 응답자의 행복도가 낮았고, 1자녀 또는 2자녀의 행복도가 높았다. 그러나 자녀가 많아지면 행복도가 낮아 교육부담가설(자녀수가 늘어날수록 육아에 드는 시간이나 교육비 부담이 중가하여 주관적 행복도를 낮춘다는 가설)을 지지하는 것으로 나타났다.

③ 고용형태, 노동조건

월수입: 소득은 주관적 행복도에 정(+)의 영향을 미치나, 소득의 증가에 따라 그 영향의 정도는 체감하는 것으로 알려져 있다(Clark, Frijters and Shields, 2007). 경제산업연구소 조사에서는 월수입 15만엔 이상 18만엔 미만의 행복도가 5.41로 가장 낮았고, 10만엔 이상 15만엔 미만이 5.55로 뒤를 이었다. 반대로 5만엔 이상 8만엔 미만은 6.29로, 8만엔 이상 10만엔 미만은 6.18로 비교적 높게 나타났다. 이처럼 월수입과 주관적 행복도 간의 관계는 U자형을 띠는 것으로 나타났다.(주5)

고용형태: 경제산업연구소 조사 결과 행복도는 1개월 이상의 파트타임 및 아르바이트가 6.04로, 기타 등록형파견이 6.03으로 높았고, 제조업파견이 5.49로, 계약직이 5.51로 낮게 나타났다.

고용계약기간: 고용계약기간이 길어짐에 따라 주관적 행복도가 높아지는 것으로 나타났다. 2년 이상 계약기간의 행복도가 6.11로 가장 높았고, 1일계약이 4.87로 가장 낮았다. 파견노동자와 파트타임 및 아르바이트 간의 차이에 주목하면 1일 또는 1주간의 고용계약기간에서는 앞서 살펴본 평균치 결과와 달리 파견노동자의 주관적 행복도가 파트타임 및 아르바이트보다 높게 나타났다.(주6)

노동시간: 루트머(Luttmer, 2005)는 노동시간이 주관적 행복도에 부(-)의 영향을 미친다고 보았고, 마이어와 스터쳐(Meier and Stutzer, 2006)는 노동시간과 생활만족도가 역U자 관계를 보인다고 지적하였다. 경제산업연구소 조사에서는 주당 노동시간이 10시간 이상 20시간 미만인 경우 주관적 행복도가 높았고, 노동시간이 늘어남에 따라 행복도가 감소하는 것으로 나타났다.

④ 고용형태 선택 이유

현재의 취업형태 선택이유(표 생략): 현재의 취업형태를 선택한 이유를 통해 본 주관적 행복도는 ‘원하는 일하는 시간에 일하고 싶어서’, ‘수입이나 노동시간 조정이 용이해서’, ‘가사나 육아 등으로 정규직으로 일하기 어려워서’ 등의 경우에는 비교적 높게 나타났고, ‘다른 선택지가 없어서’, ‘기존 정규직 일자리에서 비정규직으로 전환되어서’, ‘정규직으로 일할 회사가 없어서’ 등에서는 낮게 나타났다.

정규직 취업 희망: 정규직 취업을 희망하는 사람에 비해 정규직 취업을 희망하지 않는 사람의 주관적 행복도가 비교적 높게 나타났다.

⑤ 과거의 경험

산업재해, 해고 등의 경험: 산업재해나 해고 경험이 있는 사람은 그렇지 않은 경우에 비해 주관적 행복도가 낮은 것으로 나타났다.

3. 행복도의 결정요인 추계

이상의 분석으로부터 주관적 행복도가 기본속성, 가족환경, 고용형태, 노동조건, 취업의식, 과거의 경험 등의 차이에 따라 다르게 나타남을 알 수 있었다. 그러나 특정 속성이 주관적 행복도에 영향을 미치는지 아닌지를 확인하기 위해서는 그밖의 속성들의 영향을 통제하여 분석할 필요가 있다. 따라서 주관적 행복도의 결정요인에 대해 기본속성 등을 설명변수로 한 회귀분석을 실시하였다. 이 분석에는 제1회 조사부터 제4회 조사까지의 자료를 패널자료화 하여 활용하였다.
총표본수는 1585명으로, 파견노동자 951명, 파트 및 아르바이트 393명, 계약직 241명으로, 주관적 행복도의 평균값은 5.81로 나타났다. 패널데이터 분석에 적합하도록 행복도의 평균값이 6이상과 5이하의 2개 범주를 갖는 변수DHappiness를 만들었다.
기본속성X(성별, 연령, 학력, 소득, 자산, 주거지)에서 성별은 남성이 약 20%, 평균연령은 41.4세, 학력은 고졸이하 비율이 37%로 나타났다. 평균 가구소득과 고정자산(가족 1인당)은 각각 231만엔, 410만엔이었다. 가족환경F에서는 미혼자 비율이 35%, 파견노동자 비율이 43%로 나타났고, 파트타임 및 아르바이트 노동자의 자녀수는 평균 0.9명이었다.
고용형태L에 있어서는 파견노동자 가운데 제조업 비율이 26%로 높게 나타났고, 고용계약기간은 파트타임 및 아르바이트가 151.3일, 파견노동자가 76.2일로 나타났다. 파견 더미변수와 제조업 더미변수의 교차항을 제조업파견 더미변수로, 파견 더미변수와 고용계약기간 1개월 미만 더미변수의 교차항을 일용파견 더미변수로 만들어 활용하였다. 주당 노동시간은 평균 32.5시간이었다.
고용형태 선택이유INV 가운데 ‘정규직으로 일할 회사가 없어서’, ‘정규직 일자리에서 비정규직으로 전환되어서’(비정규직화), ‘다른 선택지가 없어서’라 응답한 경우를 비자발적 비정규직 더미변수로 활용하였으며, 분석에 활용한 표본수의 약50% 정도가 이에 해당하였다. 끝으로 과거의 경험EX(산재, 해고)에 관해서는 산재경험 더미변수와 해고경험 더미변수를 만들어 활용하였다.
이상의 변수들 간의 상관관계를 살펴보면 가구소득, 고정자산, 자녀수, 파견여부, 고용계약기간은 행복도와 정(+)의 상관관계를 지닌 것으로 나타났고, 그밖의 변수와는 부(-)의 상관관계를 보였다. 이들 속성이 행복도에 미치는 영향의 유무를 확인하기 위해 그밖의 속성들의 영향을 통제하여 다음과 같은 추계식에 따라 회귀분석을 실시하였다.

다만, 추계에 있어 제조업파견 더미변수와 일용파견 더미변수는 상관관계가 커서 다중공선성의 문제를 불러일으킬 수 있기에 이들을 개별적으로 설명변수로 활용하였다.

4. 분석결과와 함의: 비정규노동자의 행복도 결정요인

분석결과를 보면, 우선 기본속성 관련 변수들 가운데에서는 남성, 저학력(고졸 이하), 저소득의 경우 주관적 행복도가 낮은 것으로 나타났다. 가정환경 관련 변수들에서는 미혼자의 행복도가 낮았다. 더욱이 고용형태 관련 변수들에서는 파견 등 특정 고용형태가 주관적 행복도에 영향을 미치는 것은 아니지만, 고용계약기간의 길이가 행복도에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 비자발적 비정규직과 과거에 산재를 경험한 이들의 주관적 행복도가 낮은 것으로 나타났다.

이상의 결과로부터 정책적 함의를 정리하면 다음과 같다.
첫째, 행복은 돈으로만 결정되는 것이 아니라고 말할 수 있다. 소득이나 자산을 통제해도 고용이나 가족의 상황은 행복에 영향을 미친다. 바람직한 노동조건에서 일하는 것이나 가족을 가지는 것에 의한 기쁨이나 충만감도 중요하다. 특히 가족을 가지는 것은 고정비 삭감, 상호협력, 위험분산의 효과를 기대할 수 있다.
둘째, 비정규고용을 특징짓는 (1) 고용관계의 축(직접고용/간접고용), (2) 계약기간(유기/무기), (3) 노동시간의 축(풀타임/파트타임) 가운데 주관적 행복도와 관련되는 것은 계약기간의 축인 것으로 나타났다.
셋째, 비자발적 비정규고용의 주관적 행복도에 대한 부(-)의 영향이 현저하다. 비자발적 비정규직은 파트타임 및 아르바이트 노동자보다는 제조업파견이나 계약직에 많다는 점을 감안하면 이러한 결과는 고용기간의 장기화나 정규직 취업에의 희망 실현을 통한 고용의 안정이 주관적 행복도를 향상시킬 가능성을 시사하며, 이후의 비정규고용문제에 대한 정책대응은 유기계약 고용의 문제로 초점을 옮겨가는 것이 바람직하다고 볼 수 있다.
넷째, 소득, 자산, 고용계약기간을 통제해도 고졸 이하 저학력의 주관적 행복도에 대한 부(-)의 영향이 나타난다. 이 결과는 지속적인 교육이수가 역량이나 지식을 향상시켜 소득수준을 높임으로써 주관적 행복도를 높이는 경로를 통해서뿐만 아니라, 직접적으로 주관적 행복도를 향상시킬 수 있음을 시사한다. 취학의욕의 조성, 취학 및 생애학습에의 지원 등은 취업목적과는 다른 시점에서도 필요하다고 볼 수 있다.
다섯째, 과거의 산재 경험이 현재의 주관적 만족도에 유의미한 부의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 기업의 안전대책, 안전교육이 중요하다는 점은 말할 필요도 없지만, 산재경험이 이후의 노동자의 취업이나 생활에까지 악영향을 미치지 않도록 하는 후속조치가 중요하다고 할 수 있다.

5. 결론

본 연구에서는 설문조사 결과를 활용하여 일본의 비정규노동자에 대해 필요한 정책대응을 모색함에 있어 비정규노동자의 주관적 행복도 결정요인을 포괄적으로 분석하여 검증해 보았다. 구체적으로는 인적 속성은 물론 파견, 파트타임 등의 고용형태, 그리고 그 선택이유, 고용계약기간, 과거의 경험 차이에 주목하였다.
분석 결과 미혼, 짧은 고용계약기간, 비자발적 비정규직, 고졸이하 저학력, 과거 산재경험과 같은 노동자 속성이 주관적 행복도에 부정적 영향을 미치는 요인들로 나타났다. 이는 이후의 비정규직 문제에의 정책대응으로서 가족정책과의 관계를 고려한 정책, 고용계약기간의 연장, 비자발적 비정규노동자에 대한 정규직 전환 및 경력경로 조정, 교육기회 제공 및 취학지원, 산업재해예방 및 산재 후속조치 등이 비정규노동자의 주관적 행복도를 증진시킬 수 있음을 시사한다. 한편, 단기계약을 금지하는 것보다는 단기계약 비정규직과 정규직 사이의 고용보장 수준의 차이를 줄여가는 것이 바람직할 것으로 보인다.
본 조사결과에는 몇 가지 유의할 점이 있다. 먼저 분석에 사용한 자료는 일용파견노동자를 중심으로 추출되어 표본에 편의가 있다. 표본의 크기도 충분하지 못하여 조사결과를 일반화하기 위해서는 보다 대규모의 조사가 요구된다. 또한 비정규노동자를 대상으로 한 데이터이기 때문에 정규직과의 비교가 이루어지지 못하였다.

*이 글은 일본의 독립행정법인 경제산업연구소 산하 노동시장제도개혁연구회의 연구결과를 요약․번역한 것이다. 원문은 다음의 웹페이지에서 볼 수 있다.

http://www.rieti.go.jp/jp/publications/dp/11j061.pdf

주1) 이스털린(Easterlin, 1974)은 일국 시점에서는 사람들의 소득과 행복도 간에 정(+)의 상관관계가 나타나나, 국가간 비교를 실시하면 각국의 소득수준과 사람들의 평균적인 행복도가 반드시 상관관계를 보이는 것은 아니라는 점을 지적하였다. 한편, ‘행복의 역설’을 부정하는 연구로는 스티븐슨과 울퍼스의 연구(Stevenson and Wolfers, 2008)가 있는데, 이에 따르면 평균적인 생활만족도와 1인당 GDP는 정(+)의 상관관계를 보인다.

주2) 행복도의 측정상 정밀도 제고를 추구한 연구로는 카네만 등의 연구(Kahneman et al., 2004)와 크루거(Krueger, 2009)의 연구가 있다. 이들은 행복도나 생활만족도가 그날그날의 심리적 경험에 영향을 받는다는 점을 중시하여 일일 활동시간과 심리적 경험의 흐름을 기록해 사람들의 복리를 측정하는 국민시간계정(National Time Account, NTA)을 제안하였다.

주3) ‘신성장전략’의 제4장 ‘새로운 성장과 정책실현의 확보’에는 “세계 각국이 세계동시불황을 계기로 보다 공정하고 지속가능한 자본주의 성장에 대해 본질적인 검토를 요구하고 있다. 일본정부는 행복도로 직결되는 경제, 환경 사회가 서로 긍정적인 상호작용을 하는, 국제사회의 모범이 되는 사회시스템을 구축하고 이를 심화하여 전파한다. 또한 각국정부 및 국제기구와 연대를 통해 새로운 성장 및 행복도에 대해 조사연구를 추진하고 관련지표의 통계를 정비하고 확충한다”고 명시되어 있다.

주4) 경제산업연구소 조사의 상세집계 보고서 전문은 다음의 웹에서 볼 수 있다.

http://www.rieti.go.jp/jp/projects/research_activity/temporary-worker/01.html

주5) 다만, 가구소득과 행복도 간에는 정(+)의 상관관계가 나타났다.

주6) 고용계약기간은 유기계약근로자에 대해서만 질문하였다.