직업훈련은 기능기술의 습득을 통한 직업능력의 향상이라는 전형적인 목적 이외에도 사회경제적으로도 다양한 효과가 있음이 강조되어 왔다. CEDEFOP(2011)에서는 이러한 직업교육훈련의 효과를 거시적 수준, 중위 수준, 미시적 수준으로 나누어 설명하고 있는데, 거시적 수준에 서는 경제성장, 실업률 감소, 사회통합, 범죄 감소 등을 들고 있으며, 중위 수준에서는 기업의 경쟁력 향상과 이윤증가, 취약계층 통합, 미시적 수준에서는 개인 차원에서 고용가능성 증대, 소득 증가, 삶의 만족도 증가 등을 들고 있다. 우리나라에서는 외환위기 이후 그간의 기능기술 인력 양성차원을 벗어나 적극적 노동시장정책으로써 직업훈련이 강조되면서 공공 직업훈련이 급격히 확대되어 왔다. 그러나 이 과정에서 직업훈련사업이 재정투자에 비추어 볼 때 그 효과가 미흡하다는 점이 여러 측면에서 지적되어 왔다. 그 중에서도 실업자 등 미취업자를 대상으로 한 직업훈련이 청년, 고학력자 등을 중심으로 이루어지면서 상대적 취약계층이 배제되고 있다는 점, 직업훈련 분야가 일부에 집중되고 산업현장 수요와 괴리가 크며, 상담이나 취업알선 등과의 연계가 미흡하고, 영세한 직업훈련기관의 난립으로 취업 등 훈련의 효과가 미흡하 다는 점 등이 대표적인 지적이다(김주섭, 2001; 김주섭･이병희･박성재, 2004; 나영선･이상준, 1999; 박진희, 2009; 유경준, 2008; 정택수･김철희, 2001; 채창균･김미란, 2004 등).

이러한 문제를 실증적으로 살펴보기 위해 그간 공공 직업훈련을 중심으로 하여 직업훈련의 실태, 제반 요인을 고려한 훈련참여 결정요인 분석이나 훈련의 성과에 대한 분석이 다양하게 이루어졌다. 그러나 이들 연구는 청년, 여성, 대졸자 등 특정 계층을 대상으로 하거나(김승곤, 2007; 김우영, 2009; 김철희, 2004; 김혜원, 2012; 변민수, 2009; 오영훈, 2006; 유동철, 2000; 이상은, 2005; 이상준･이남철･김영숙, 2011; 정원오, 1997; 채창균, 2009; 황아윤, 2007 등), 실업자 훈련, 재직자 훈련 등 특정 훈련프로그램을 대상으로 한 경우가 대부분이었다(김안국, 2008; 나영선･이상준, 1999; 류기철･류재술, 1999; 반가운, 2013; 손유미, 2001; 안서연, 2008; 오영훈, 2005; 유경준, 2008; 유경준･강창희, 2009; 이병희, 2000; 이병희･김동배, 2004; 이상준･이남철･ 김영숙, 2011; 정택수･김철희, 2001; 조세형, 2010; 채창균･김미란, 2004 등). 또한 기업 내 교육 훈련이 기업성과에 미치는 성과에 대한 연구가 많이 이루어졌으나 이들 대다수는 미시적인 차원에서의 교육훈련의 성과에 주목한 연구로서 교육훈련의 거시적인 효과를 보는 것은 아니었다(김기태, 2008; 김동섭, 2005; 김안국, 2008; 김정은･김민수, 2009; 김진덕, 2011; 노용진･채창균, 2009; 박계홍･권혁수, 2002; 반가운, 2013; 손유미, 2001; 유경준･강창희, 2009; 이경희･정진화, 2008; 이병희･김동배, 2004; 이영민, 2012; 정진철, 2008; 조세형, 2010; 조세형･윤동열, 2011 등).

현재 직업훈련이 전 국민을 대상으로 보편화되고 있는 시점에서 정부지원이나 민간 자율에 의한 훈련을 포함한 전반적인 직업훈련의 성과가 미흡하다면 그 요인을 파악하기 위하여 어떠한 특성을 가진 사람들이 주로 참여하는지, 특히 참여 대상에서의 편중이 나타나는지, 그렇다면 그 원인은 개인 또는 가구적 특성, 직무경험 등에서 비롯된 것은 아닌지를 살펴보아야 할때이다. 아울러 이러한 전체 직업훈련이 취업은 물론 취업의 질로서 고용안정성, 대기업 취업, 임금 등에 미치는 효과가 특성별로 어떻게 다른지를 분석할 필요도 있다. 이는 “직업훈련은 어떠한 사람들이 많이 받지?”, “직업훈련을 받으면 취업이 잘 되나?”, “임금은 오르나?”, “정규직이나 대기업에 취업은 잘 되나?” 등과 같은 일반적인 질문에 대한 대답을 찾아보는 것이라 할 수 있다. 이는 정책결정자뿐만 아니라 HRD 영역의 실천가나 연구자들이 직업훈련 정책을 세울 때나 HRD 전략을 수립함에 있어 많은 시사점을 제시할 것으로 본다.

이와 같이 본 연구에서는 특정계층이나 프로그램별 직업훈련에 초점을 맞추어왔던 기존 연구와는 달리 그동안 연구가 미흡하였던 정부지원훈련, 사업주지원훈련, 그리고 개인부담 훈련 모두를 포괄한 전체 직업훈련을 대상으로 미취업자의 직업훈련 참여결정요인이 무엇인지, 인적 혹은 가구 속성 등에 따라 차이가 있는지, 이들의 취업성과와 임금효과는 어떠한지를 세부 적으로 분석하고자 하였다. 특히, 직업훈련참가결정이나 그 효과에서 남녀 간에 차이가 뚜렷하 기에 전체를 대상으로 한 분석 이외 성별로 나누어 분석하여 그 특징을 비교하고 있다. 분석에 사용한 자료는 가구패널조사인 한국노동패널 데이터이다. 한국노동패널 데이터는 직업훈련 참가와 성과측정을 위해 필요한 인적특성과 사회경제적 특성에 대한 풍부한 정보를 제공하고 있으며, 특히 동일한 가구와 개인을 대상으로 다년간에 걸친 관측치를 제공하고 있어 개인의 동태적인 변화를 분석하는 데 유용하다.

본 연구의 구성은 다음과 같다. 먼저 제2장에서는 직업훈련 참가 결정요인, 직업훈련의 노동 시장 성과와 관련한 선행연구와 이론을 살펴본다. 제3장에서는 자료와 연구방법을 소개하였으 며, 제4장에서는 이 자료를 사용하여 정부지원훈련, 사업주지원훈련, 그리고 개인부담 훈련 모두를 포괄한 전체 직업훈련에서 미취업자의 직업훈련참여 결정요인은 무엇인지, 인적 혹은 가구 속성 등에 따라 차이가 있는지, 그리고 전체적으로 보았을 때 직업훈련의 노동시장 성과는 어떠한지를 분석하고 그 결과를 제시한다. 마지막으로 결론에서는 분석결과를 토대로 기업이나 정부 등의 교육훈련 전략수립과 실행에 대한 시사점을 도출하고 실천과제를 제시한다.

가. 직업훈련 참가 결정요인

실업자든 재직자든 개인이 직업훈련 참가를 결정함에 있어서는 다른 투자와 마찬가지로 미래에 발생할 편익과 투자 기간 동안 부담하여야 할 비용을 비교하여 결정하게 된다. 그런데 이러한 편익과 비용은 인적 속성, 직무적 특성, 기타 환경적 요소 등에 따라 다르기 마련인데, 이는 통상 인적자본이론으로 설명이 된다. 이 이론에 기초하면, 연령이 낮을수록 훈련투자에 대한 편익의 회수기간이 길어져서 훈련비용이 동일하더라도 직업훈련 참가확률이 높을 것이 며, 고학력자가 저학력자에 비해 학습능력이 높아 훈련내용을 생산과정에 적용하는데 더욱 효율적이며 그 만큼 훈련 편익이 크기에 직업훈련 참가확률이 높을 것이다. 성별로는 남성이 여성에 비해 훈련 편익을 회수할 수 있는 기대고용기간(expected duration of employment)이 길어서 훈련비용이 동일하더라도 남성의 직업훈련 참가확률이 높을 수 있다. 또한, 직업훈련이나 노동시장에 대한 정보가 많을수록 적합한 직업훈련을 선택함으로써 훈련비용을 줄일 수 있을 것이기에, 직업경험이 있는 사람이 그렇지 않은 사람에 비해 직업훈련 참가확률이 높을 것이 다.

우리나라의 경우 직업훈련 참가 실태에 대한 기초통계는 많으나 이들을 설명변수로 한 직업 훈련 참가 결정요인을 본격적으로 다룬 논문은 그 다지 많지 않으며 결론도 분석 시점이나 대상, 사용한 통계 등에 따라 일관되지 않게 나타나고 있다. 또한 이들 선행연구들은 주로 인적 자본이론에 근거한 직업훈련 참가 결정변수들을 중심으로 분석하고 있다. 예를 들면, 장원섭 (2000)은 성인의 직장연수 참여는 비농가, 남성, 젊을수록, 고학력자, 유배우자일수록 높으며, 직업훈련 참가는 남자, 연령이 많을수록, 저학력자, 유배우자일수록 높음을 보이고 있다. 김주섭(2002)에서는 한국노동패널 자료를 이용하여 개인의 직업훈련 참가실태와 직업훈련 결정요인을 분석하고 있는데, 젊을수록, 고학력자, 정규직 종사자, 노조가입자, 대기업 종사자, 기술공및 준전문가집단, 장치 기계조작원 및 조립원 집단에 속한 경우가 그렇지 않은 경우에 비해 직업훈련 참가확률이 더 높은 것으로 나타났다. 한국노동패널 11차년도 자료를 이용하여 성인 취업자의 직업교육훈련 참여의사 결정요인을 분석하고 있는 한창수(2014)는 종사상 지위가 높을수록, 직업교육훈련 참여경험이 있을수록, 전반적인 직무만족도가 높을수록, 개인의 발전가 능성이 낮을수록, 인사고과의 공정성에 대한 만족도가 높을수록 직업교육훈련 참여의사가 높음을 밝히고 있다. 그리고 황아윤(2007)은 여성장애인의 직업훈련 희망요인 및 참가 요인을 분석하였는데, 분석 결과에 따르면 여성의 경우 결혼상태, 교육수준, 가구주여부, 장애 정도 등이 직업훈련 참가에 영향을 주는 것으로 나타났다.

하지만, 이러한 선행연구들은 자료의 제약 등으로 특정년도에 조사된 횡단면 자료를 사용하 거나 연도별 횡단면 자료를 합동(pooling)하여 분석함에 따라 개인의 관찰되지 않은 이질성 (unobserved heterogeneity)을 통제하지 못하여 추정량이 편의(bias)되는 문제를 안고 있다. 이에 따라 본 연구에서는 관찰되지 않는 이질성 문제를 극복하기 위하여 패널분석 방법인 패널 프로빗 모형(Panel Probit Model) 중 확률효과모형(Random Effect Model)을 사용하여 직업훈련 참가결정요인을 분석하고자 한다.

나. 직업훈련의 노동시장 성과

노동시장 성과에 대하여 그간 이루어진 상당수의 연구는 <표 1>에서 보듯이 분석 대상과 사업이 실업자, 재직자, 청년, 여성, 고령자, 장애인, 비정규직, 공공훈련 참가자 등으로 특정한 경우가 많다. 따라서 우리나라에서 직업훈련에 어떠한 사람들이 더 많이 참여하는지, 그리고 훈련이 소기의 목표를 달성하고 있는지 등을 종합적으로 판단하는데 한계가 있다. 직업훈련에 대하여 참가결정요인이나 성과에 대한 연구를 할 수 있는 대표적인 자료는 한국노동패널조 사(KLIPS) 또는 경제활동인구조사 원시자료이다. 이 자료를 이용하여 특정 대상이나 특정 프로 그램 차원을 벗어나 우리나라 직업훈련 전체적으로 그 성과를 밝히고자 한 연구는 몇 개 안되 는데, 강순희와 노흥성(2000)이 거의 선두라고 볼 수 있다. 이들은 KLIPS를 이용하여 직업훈련의 취업 및 임금효과를 분석하고 있다. 이항로짓과 Heckman(1976)의 표본선택편의모형을 사용 하여 분석한 결과, 직업훈련 경험이 현재 취업상태 있을 확률에는 정(+)의 효과를 미치며, 임금에는 정의 영향을 미치나 제조업과 서비스업에 국한하면 그러한 임금효과는 사라진다는 것을 밝히고 있다. 이 이외로 박진희(2009)와 김주섭·이병희·박성재(2004) 등도 실업자와 재직자 모두를 대상으로 하여 직업훈련 효과를 분석하고 있는데, 실제 내용에서는 각각 별도의 데이터를 사용하고 있어서 직업훈련 전체를 포괄한 분석이라고는 할 수 없다.

그간 이루어진 직업훈련참가의 노동시장 성과에 대한 선행연구들을 보면, 대체적으로 미취 업자 등을 대상으로 한 직업훈련의 경우 취업효과가 긍정적인 것으로 나타나고 있으며, 재직 자를 대상으로 한 경우 임금상승 효과가 있는 것으로 나타나고 있다. 그 외 청년, 여성, 중고 령자, 장애인, 저소득층 등 취업 취약계층을 대상으로 한 직업훈련의 경우에 대체로 취업이나 임금 또는 소득효과가 긍정적인 것으로 나타나나 일부 연구에서는 이들 효과가 없거나 부정적 임을 보이고 있기도 하다. 직업훈련 대상별로 자세한 분석결과를 정리하면 <표 1>과 같다.

그러나 이 표에서도 알 수 있듯이 대부분의 선행연구들은 특정 대상과 프로그램별 분석에 그치고 있다. 최근 들어 범정부적으로 직업훈련이 강조되는 데 개인주도훈련, 사업주훈련, 정부지원훈련 등을 모두 포괄하여 어떤 사람들이 이러한 훈련에 참여하는지, 국가 전체적으로볼 때 직업훈련의 고용이나 임금 등에의 효과는 어떠하지, 그리고 전반적인 직업훈련의 문제 점에 대해 종합적으로 살펴볼 필요가 있다.

이에 따라 본 연구에서는 특정 계층이나 프로그램별로 직업훈련 효과를 분석하는 기존 연구 틀에서 벗어나, 현재 시행되고 있는 직업훈련 전체를 대상으로 미취업자의 직업훈련의 효과를 분석하고자 한다. 분석방법 역시 본 연구의 목적을 반영하여 동일한 자료를 가지고 훈련참가 결정요인, 취업성과분석, 임금효과분석 등 세부 목적에 맞추어 그간 이루어져 왔던 대표적인 연구방법을 각각 적용할 것이다.

외환위기 이후 정부는 매년 상당한 재정지원을 통하여 실업자 등 미취업자에 대하여 재취업 촉진, 직업능력향상, 사회통합 등을 위한 직업훈련을 실시하여 왔다. 정부지원 직업훈련은 대부분 고용노동부 주관으로 이루어지는 데, 고용노동부(2014)에 의하면 2013년 기준으로 410만명이 정부지원 직업훈련을 받은 것으로 나타나고 있다. 그러나 이 가운데 88%는 사업주가 재직자를 대상으로 훈련을 실시하고 고용보험에서 환급을 받은 훈련이며 미취업 등 개인이 훈련에 참여한 경우는 49만 명에 불과하다.

현재 정부가 미취업자를 대상으로 실시하는 직업훈련은 국가기간･전략산업직종훈련, 실업자 내일배움카드제 훈련, 농어민지역실업자훈련, 폴리텍 대학이나 기업 등에 의한 양성훈련 등으로 나눌 수 있다.

국가기간･전략산업직종훈련은 국가가 전략적으로 육성하여야 할 직종을 지정하여 실시하는 훈련으로써 직업안정기관에 구직 등록한 만15세 이상의 실업자 또는 고등학교 3학년에 재학 중인 상급학교 비진학 예정자, 대학 최종학년 재학생으로서 대학원 등에 진학하지 않는 학생 이면 참가할 수 있다. 훈련기간은 3〜12개월이며, 훈련참여자에게는 훈련비, 교통비와 식비, 훈련수당 월 20만 원이 지원된다. 2013년 기준으로 38천명이 이 훈련에 참가하였다.

실업자 내일배움카드제 훈련은 실업자가 정부가 인정하는 자격에 맞추어 훈련을 받을 수 있는 계좌를 개설하고 카드를 발급받아 계좌 금액 내에서 훈련을 선택하여 받을 수 있도록 하는 제도이다. 고용보험 가입이력이 있는 전직실업자나 가입이력이 없는 신규실업자가 고용센터 등의 직업안정기관에 구직등록을 하면 상담을 통하여 200만원 한도의 계좌를 발급받아 훈련을 받을 수 있다. 실업자 내일배움카드제 훈련은 대표적인 미취업자에 대한 훈련으로써 2013년에 412천명이 참여하였다.

농어민지역실업자훈련은 지자체가 고용보험가입 여부와 관계없이 농어업인과 그 가족을 대상으로 실시하는 훈련으로써 훈련비와 교통비, 식비 등이 지원된다. 2013년에 1천명이 농어민 지역실업자훈련에 참가하였다. 폴리텍 대학이나 기업 등에서 실시하는 양성훈련은 미취업자나 채용예정자를 대상으로 이루어진다. 폴리텍 대학에서 실시하는 양성훈련은 6개월에서부터 1년 까지의 기능사 양성훈련과 2년 산업학사 과정의 다기능기술자훈련이 있는데 훈련비는 무료이 거나 실비수준으로 적고, 필요시 기숙사와 교통비, 수당 등이 제공된다. 2013년 기준으로 35천 명이 이 훈련의 혜택을 받았다. 이 이외로 기업이 미취업자를 대상으로 실시하는 훈련으로 채용예정자 훈련(양성훈련)이 있다. 하지만 고용보험통계에서 이에 대해서는 별도로 집계하고 있지 않아 정확한 참여 현황은 파악하기 어렵지만 그 실적은 미미한 것으로 알려지고 있다. 미취업자를 대상으로 하는 이들 직업훈련에 2013년 집행실적 기준으로 8,205억원의 예산이 고용 보험기금 등에 의하여 투자되었다.

한편, 참여현황에서 특징적인 것은 바우처 방식의 내일배움카드제 훈련은 전직 및 신규 실업자 대상 훈련 모두 여성비율이 높으나, 건설, 기계, 재료, 전기･전자, 정보통신 등 기능기술 분야 훈련이 많은 국가기간･전략산업직종훈련이나 폴리텍 등의 양성훈련에는 여성의 참여비율이 매우 낮다는 점이다. 2013년 실업자 내일배움카드제훈련에서 여성의 비율은 신규실업자훈련 77.8%, 전직실업자훈련 70.1%이나 국가기간･전략산업직종훈련에서는 25.7%, 폴리텍 대학 과정은 10% 정도에 그치고 있다(고용노동부, 2004). 이는 직업훈련의 참여결정이나 성과에서 성별과 훈련 직종에 따라 차이가 많을 수 있음을 시사하는 부분이다.

이러한 정부의 미취업자 직업훈련은 폴리텍 대학 등 공공훈련기관 만이 아니라 일정한 요건을 갖춘 민간훈련기관, 대학, 기업 등 다양한 주체들에 의하여 실시되고 있다. 2013년 현재 폴리텍 대학 34개 캠퍼스, 한기대 등 35개 공공훈련기관과 7,731개 민간훈련기관이 정부의 직업 훈련사업에 참여하고 있다.

한편, 미취업자에 대한 직업훈련에서 정부지원 직업훈련이 차지하는 비중이 크기는 하지만 지원요건을 갖추지 못한 미취업자나 적절한 훈련과정을 찾지 못한 개인들은 개인부담으로 직업훈련을 받기도 한다. 또한 지역이나 사회단체 등에서 미취업자를 대상으로 제공하는 직업훈 련도 일정 부분 존재하며, 산업부, 국토부, 중기청, 여성부 등 고용노동부 이외의 부처에서 제공하는 미취업자 대상의 직업훈련도 상당수 있다. 이러한 측면에서 보면, 누가 미취업자에게 직업훈련을 제공하는가 또한 어떠한 프로그램의 훈련인가를 떠나 종합적으로 직업훈련에 참가 하는 미취업자의 특성이나 그러한 직업훈련의 성과를 보는 것도 의미가 있다. 그간의 상당수의 관련 선행연구들은 이미 살펴보았듯이 청년, 여성, 대졸자 등 특정계층을 대상으로 하거나 실업자 훈련, 재직자 훈련 등 특정 훈련프로그램을 대상으로 한 경우가 대부분이어서 전체적인 미취업자 직업훈련의 실태와 특징, 성과에 대해서는 제대로 파악할 수가 없었다. 한국노동 패널조사에 기초한 본 연구에서는 특정 년도 조사시점에 미취업상태에서 직업훈련을 받은 경우라면 모두 대상이 되어 미취업자 직업훈련을 종합적으로 파악할 수가 있다고 본다. 즉, 본연구의 분석대상은 15세 이상의 모든 계층으로서 자기 부담으로 받는 훈련, 사업주가 취업예 정자(미취업자)에게 지원하는 훈련, 정부나 사회단체 등이 실업자나 비진학 청소년 등에게 제공하는 훈련이 모두 포함된다.

분석에 사용한 한국노동패널조사는 제주도와 농가를 제외한 전국의 가구를 대상으로 2단계 층화군집추출 방법으로 표집한 5,000가구와 표본 가구에 거주하는 15세 이상 가구원에 대해 매년 추적조사를 실시하는 종단면 조사(longitudinal survey)이다. 제1차 조사는 1998년에 5,000 가구에 거주하는 13,321명을 대상으로 실시되었으며, 2011년에 14차 조사가 완료되었지만 자료는 13차 년도까지만 공개하고 있다.

본 연구에서는 미취업자와 취업자의 모든 직업훈련에 대하여 본격적으로 조사하기 시작한 2001년부터 2010년까지 자료를 사용하여 직업훈련 참가결정 요인과 노동시장 성과를 분석하고자 하였다.

2010년에 수행된 한국노동패널의 제13차 조사 자료를 기준으로 주요 인구학적 변수의 분포를 보면 <표 3>과 같으며, 여기에서 가중치는 13차 조사에 대한 개인 횡단 가중치를 부여한 것이다. 조사에 응답한 15세 이상 개인은 총 11,582명이며, 표본의 경우 여성이 51.7%로 남성의 48.3%보다 많았으며, 가중치를 부여한 상태에서의 비율에 비해 여성이 약 1.3%p 정도 더많이 포함되어 있다. 연령대별로는 60세 이상이 22.9%, 30대가 22.1%, 30세 미만이 20.0% 순으로 나타나는데, 모집단과 비교해서 30세 미만은 과소, 60세 이상은 과대표집 되고 있다. 교육 수준별로는 대졸자가 34.5%, 고졸자가 34.3%를 차지하고 있어 모집단 비율과 비교하여 중졸이 하와 석사 이상이 과소표집 되어 있다. 현재 배우자가 있다는 표본 비율은 63.5%로 모집단 비율인 59.4% 보다 약 4.1%p가 더 높다. 한편, 표본 중 취업자 비율이 55.6%, 미취업자 비율이 44.4%로 조사되어 통계청이 발표한 2010년 6월 고용률인 59.8%보다는 다소 낮았다.

한편, 한국노동패널에서는 “지난 조사 이후 취업, 창업 또는 업무능력향상을 목적으로 교육및 훈련을 받은 경험이 있는가”를 통해 개인의 직업훈련 참여 경험을 조사한다. 따라서 여기 에는 실업자훈련은 물론 재직자훈련 모두가 포함되지만, 본 연구에서는 미취업자만을 대상으로 하기에 재직자훈련은 제외된다. 또한 본 조사에서는 개인이 참여한 직업훈련에 대해 최대 3회까지 묻고 있는데 본 연구에서는 첫 번째로 응답한 직업훈련을 대상으로 하였으며, 직업훈련 시점은 노동패널 조사가 매년 1회씩 수행되기에 지난 조사 이후 1년간이 된다.

다음으로 미취업자의 직업훈련 참가 결정요인을 분석하기 위한 자료와 조작적 정의를 살펴 보면 다음과 같다. 분석 자료는 한국노동패널 4차(2001)부터 13차(2010년)까지의 자료를 사용하여 t기 조사에서 미취업자라고 응답한 개인 중 t+1기 조사에도 응답한 개인들만을 선정하는 방식으로 패널을 구축하였고, 설명변수들은 t기에 측정된 값을 사용하였으나 종속변수인 직업훈련 참가 여부는 t+1기에 측정된 값을 사용하였다. 이러한 방식으로 패널자료를 구축한 이유는 노동패널조사에서는 모든 개인들에게 지난 조사(t기) 이후에 직업훈련 참가 여부를 다음 조사 (t+1기)에서 확인하고 있기 때문이다.

아래 <표 4>는 위와 같은 과정으로 구축된 분석 대상의 특성을 제시한 것이다. 분석에 포함된 개인 기준(between)의 표본(패널) 수는 8,547명이며 관찰 빈도 기준(overall)으로는 33,136명이다. 성별로는 개인 기준은 남성이 37.1%이며 관찰 빈도 기준으로는 31.3%를 차지하고 있어 여성보다 적었다. 연령대별로는 개인 기준은 15-29세가 44.2%로 가장 많고, 30대가 18.0%, 40 대가 12.9%, 50대가 13.6%, 60세 이상이 26.9%를 차지하고 있다.* 교육수준별 개인 기준 분포를 보면, 중졸이하가 42.3%, 고졸자가 44.3%, 대졸자가 31.7%, 석사 이상자가 1.7%를 차지하고 있다. 직업 경험 여부에 따른 분포는 개인 기준으로 경험이 있다는 비율이 62.4%이며 직업 경험이 없다는 비율은 41.5%를 차지하고 있다. 마지막으로 직업훈련 참가 경험 여부에 따른 개인 기준 분포는 참가 경험이 있다는 비율이 3.7%이며 경험이 없다는 비율이 99.4%로 직업훈련 참가 여부 변수는 하나의 패널 그룹 내에서 값이 고정된 것이 아니라 시간에 따라 변화한다는 것을 알 수 있다.

본 연구에서는 기존 선행연구를 종합적으로 참고하여 설명변수를 채택하였다. 통상적으로 경제활동참가에서 사용되는 인적속성 변수로서 성, 연령, 학력, 결혼여부 이외로 여성의 직업 훈련 참여를 포함한 경제활동참가에 큰 영향을 미치는 것으로 지적되는 취학 전(만 6세 이하) 자녀 유무, 배우자나 가구의 소득이 경제활동참가에 영향을 미치는 부분을 통제하기 위하여 가구소득 변수를 도입하였다. 다만, 한국노동패널조사의 가구소득 금액이 불안정하여 소득수준 대신에 가구소득의 세부 구성소득으로서 근로소득, 금융소득, 부동산소득의 유무 변수를 채택 하였다.

우선 만 6세 이하 자녀가 있는 경우에는 훈련기간 동안에 지출되는 육아 비용이 훈련의 기회비용에 포함되어 총 훈련비용이 증가하기 때문에 훈련 참가에 영향을 준다고 판단된다*. 다음으로 가구의 소득수준이 직업훈련 참가에 주는 효과는 소득 증가에 따라 소득의 한계효용이 체감한다는 경제학적 관찰과 관련되어 있다. 즉, 가구의 소득이 높은 경우의 훈련 편익이 주는 효용보다 소득이 낮은 경우의 훈련 편익이 주는 효용이 더 크다는 것이다. 이를 통해 다른 조건이 동일하다면, 가구의 소득이 증가할수록 직업훈련 참가확률이 낮아 질 것으로 예상할 수있다. 또한 선행연구 등에서 지적한대로 직업경험과 재학 유무가 직업훈련참여에 큰 영향을 미치기에 이를 설명변수로 추가하였다. 이 이외로 훈련유형과 직종, 참여자의 직업능력, 거주지, 시간적 여유, 직업 경험자의 경우 이전 직장의 규모와 고용형태, 시장임금수준 등 노동시장 환경, 형제 수 등과 같은 가구적 변수도 직업훈련 참여에 영향을 미치는 주요한 변수들이 나, 변수가 없거나 해당 표본이 적어 분석에 포함할 수가 없었다.

여기에서 성별은 여성을 기준그룹으로 하는 더미변수이며, 연령은 만 나이, 교육수준은 재학 년수(years in school)로 환산하여 사용하였다. 구체적으로 무학은 0, 초등학교 졸업은 6, 중학교 중퇴는 7.5, 중학교 졸업은 9, 고등학교 중퇴 및 재학은 10.5, 고등학교 졸업은 12, 2년제 대학교 중퇴 및 재학은 13, 2년제 대학교 졸업은 14, 4년제 대학교 중퇴 및 재학은 15, 4년제 대학교 졸업은 16, 석사과정 중퇴 및 재학은 17, 석사는 18, 박사과정 수료 및 재학은 20, 박사는 23으로 환산하였다. 직업경험은 직업 경험이 없는 경우를, 재학여부는 중/고/대학교에 다니지 않는 경우를 기준그룹으로 하는 더미변수이다. 혼인경험 및 배우자 유무는 기혼 유배우를 기준그룹으로 하였고, 자녀 유무와 관련해서는 만 6세 이하의 자녀가 없는 경우를 기준그룹으로 하여 분석하였다. 소득은 지난 한달 간 근로소득, 금융소득, 부동산 소득이 없는 경우를 기준 그룹으로 하는 더미변수로 포함하였다.

다음으로 미취업자 직업훈련 참가의 노동시장 이행과 성과를 분석함에 있어서도 한국노동패널 4차(2001)부터 13차(2010년) 자료를 사용하였다. 자료는 t기 조사에서 미취업자라고 응답한 개인 중 t+1기 조사에서도 관찰된 개인들만을 선정하는 방식으로 패널자료를 구축하였다. 직업 훈련 참가 여부를 제외한 설명변수들은 t기에 측정된 값을 사용하였으나 종속변수인 취업여부, 대기업 취업여부, 정규직 취업여부, 임금 등과 직업훈련 참가 여부, 취업한 직장에서의 직업과 산업은 t+1기에 측정된 값을 사용하였다. 이러한 과정에서 직업훈련 시기가 취업 시점보다 늦은 경우에는 재직자 직업훈련으로 간주하고 표본에서 제외하였다. 위와 같은 과정으로 구축된 표본의 특성은 아래 <표 5>에 제시되어 있다. 분석에 포함된 개인 기준의 표본 수는 10,301명 이며 관찰 빈도 기준으로는 42,138명이다. 개인 기준으로 주요변수의 비중을 살펴보면, 성별로는 남성이 39.8%를 차지하고 있어 여성보다 적었다. 연령대별로는 15-29세가 43.3%로 가장 많고, 교육수준별로는 고졸자가 44.9%로 가장 많았다. 직업 경험이 있다는 비율은 64.2%이며 직업훈련 참가 경험이 있다는 비율은 4.5%로 나타났다. 끝으로 개인 기준의 표본 수 10,301명 중에서 1,324명(10,301명-8,977명)은 분석대상 기간 동안에 한번 이상의 취업 경험을 갖는 반면, 8,977명은 분석대상 기간 동안에 취업한 적이 없는 것으로 나타났으며, 정규직과 대기업에 취업한 비율은 각각 52.4%와 11.7%이다.

설명변수의 조작적 정의로는 남성과 직업훈련에 참가하지 않은 경우를 기준그룹으로 하는 더미변수로 한 것을 제외하면 나머지 설명변수는 직업훈련 참가결정요인 분석에서 사용한 정의와 동일하다. 한편, 미취업자의 취업 후 임금함수 추정에서 설명변수로 포함된 산업과 직업의 경우 농림어업과 임직원 및 관리자를 기준그룹으로 포함하였다. 종속변수의 경우 각각 미취업, 중소기업, 비정규직을 기준그룹으로 설정하였고, 임금은 자연로그 값으로 변환하여 분석 하였다.

본 연구에서는 미취업자의 직업훈련 참가결정요인을 분석하기 위해 패널프로빗 모형(Panel Probit Model) 중 확률효과모형(Random Effect Model)을 사용하였다. 횡단면 자료로도 종속변 수가 취업 또는 미취업과 같은 이항변수인 경우에는 프로빗 또는 로짓 모형으로 추정할 수 있지만 개인의 관찰되지 않는 이질성(unobserved heterogeneity)을 통제하지 못하는 문제가 남는다. 그러나 패널데이터를 사용하면 이러한 오차항에 패널 개체의 관찰되지 않는 이질성을 통제할 수 있는 장점이 있다. 일반적으로 이항종속변수 모형을 다음과 같이 쓸 수 있다.

위 식에서 는 직접 관찰되지 않는 실제 종속변수이고 y_it는 의 관찰 값이며 =α+βχ_it+ϵ_it처럼 선형회귀모형을 가정하면 y_it=1 일 확률은 다음과 같다.

Pr(y_it=1)=Pr(>0)=Pr(ϵ_it>-α-βχ_it)=F(α+βχ_it)

위 식에서 F( • )는 0을 중심으로 대칭인 확률분포의 누적분포함수이다. 여기서는 F( • )를 표준정규분포로 가정하는 프로빗 모형만을 살펴보겠다.

이제 패널데이터인 경우 종속변수 에 패널 개체의 특성을 반영하는 오차항 u_i(시간고정 특성)를 포함한 모형을 = α+βχ_it+u_i+e_it 로 설정할 수 있고, 프로빗 모형의 경우 다음과 같은 관계식이 성립된다.

Pr(y_it=1) = Փ(α+βχ_it+u_i), Փ( • )는 표준정규분포의 누적분포함수

이상과 같은 프로빗 모형을 추정하는 방법에는 u_i를 추정해야 할 모수로 간주하는 고정효과 모형을 고려할 수 있으나 해당연구에서 사용하는 자료가 표본자료이고 개체수가 많아 개체별 더미를 포함하여 추정하는 경우에는 문제가 있다고 알려져 있다. 또한 표준정규분포를 적용하는 프로빗 모형에서는 within 변환을 하더라도 u_i가 사라지지 않는다고 알려져 있다. 따라서 패널프로빗 모형은 고정효과 모형보다는 확률효과 모형으로 추정하는 것이 더 일반적이다. 하지만, 확률효과 모형에 의한 추정결과가 일치추정량이 되기 위해서는 cou(χ_it, u_i)이라는 가정이 성립해야 한다는 제약이 있다.

직업훈련 참가가 미취업자의 노동시장 이행과 성과에 미치는 영향을 분석함에서도 같은 확률효과모형을 사용하였다. 직업훈련 참가가 미취업자의 취업확률을 증가시키는가, 또한 취업의 질을 향상시키는가를 대기업과 정규직 취업확률을 가지고 직업훈련 미참가자와 비교분석하였 다. 마지막으로는 취업 후 받는 임금에 직업훈련 참가가 어떤 영향을 주는가를 분석하였는데이 경우에는 종속변수가 취업자의 임금인 경우이기에 표본선택 편의(sample selection bias)를 교정한 Heckman의 2단계(2SLS) 모형으로 추정하였다.

*이 비율의 합이 100.0%를 넘는 이유는 개인의 연령이 조사년도에 따라 변화하기 때문이다. 다른 설명 변수도 이와 같은 이유로 비율의 합이 100.0%를 넘을 수 있다.  *여성, 특히 기혼여성의 경제활동참가에 대한 대부분의 연구에서는 육아부담을 통제하기 위하여 취학 전 자녀유무를 주요한 설명변수로 채택하고 있다(황윤재·최강식, 1998; 황수경, 2002).

2010년 기준으로 1년간 직업훈련에 참여한 사람은 전체 표본의 4.6%에 불과하다. 남성이 여성보다, 30대와 40대가 다른 연령대보다, 교육수준이 높을수록, 유배우자가 무배우자보다 더많이 참석하고 있어 인적자본이론과 거의 일치한다. 취업자 중 직업훈련 참여 비율은 7.6%로 미취업자의 참여 비율인 0.8%보다는 높으나 여전히 낮다. 임금근로자(9.3%)가 비임금근로자 (3.6%)에 비해, 정규직(11.7%)이 비정규직(4.7%)에 비해, 종사자 수가 300명 이상인 경우(19.1%) 가 그렇지 않은 경우(5.1%)에 비해 직업훈련 참여 경험비율이 높게 나타나 직업능력이 취약한 계층이 직업훈련 참여도 낮은 것으로 나타나고 있다. 하지만 이는 직업훈련 참가에 영향을 미치는 다양한 변수를 고려하지 않은 상태에서의 기술통계이다. 이하에서는 직업훈련 참가결정 요인 분석을 통하여 다른 변수까지 고려한 상태에서 어떠한 미취업자들이 직업훈련에 참가하는지를 살펴보고자 한다.

<표 6>은 미취업자의 직업훈련 참가 결정요인을 확률효과 모형으로 추정한 결과이다. 모형1에 제시된 로(rho) 값은 전체 오차항의 분산에서 u_i의 분산이 차지하는 비중을 추정한 값으로이 값이 1에 가까울수록 패널의 개체특성을 모형에서 고려하는 것이 중요하다는 의미로 알려져 있다. 일반적으로 로(rho) 값이 통계적으로 0인가를 검정하는 방법은 우도비(LR)검정 (Likelihood-ratio test)으로 가능하며 만약 로(rho) 값이 0이 아니면 패널의 개체특성을 고려한 확률효과 모형이 적절하고, 그 값이 0이면 개체특성을 고려할 필요가 없이 합동(pooling)하여 프로빗 모형으로 추정하면 된다.

분석결과를 보면, 로(rho) 값이 0.366이며 LR검정결과 귀무가설이 기각되어 패널 개체특성을 고려한 패널프로빗 모형이 적절함을 알 수 있다. 추정 결과를 살펴보면, 성별에서는 남성이 여성보다 직업훈련에 참여할 확률이 낮은 것으로 나왔으나 통계적으로 유의미하지는 않았다. 인적자본이론이나 일부 선행연구와 달리 남녀 간 직업훈련 참가에서 뚜렷한 차이가 나타나지 않는 이유는 최근 정부지원 직업훈련이 확대되면서 여성의 참가가 상대적으로 많아졌고 또한 여성의 기대고용기간이 남성과 비교하여 차이가 줄어들면서 남녀 간에 직업훈련참가 성향의 차이가 줄어들었기 때문으로 해석된다. 하지만, 연령이 적을수록, 교육연수가 증가할수록 직업훈 련에 참가할 확률이 증가하였고 통계적으로도 유의하게 나타났다. 직업훈련과 노동시장에 대한 지식과 정보 수준에 대한 대리변수로 사용한 직업경험 역시 직업경험이 없는 경우보다 있는 경우가 직업훈련에 참여할 가능성이 높은 것으로 나타났다. 직업훈련 참가를 제약하는 요인으로 볼 수 있는 재학 여부에서도 예상대로 재학 중인 경우가 그렇지 않은 경우보다 직업훈 련에 참가할 확률이 낮은 것으로 나타났다. 혼인경험 및 배우자 유무와 관련해서는 기혼유배 우자와 비교하여 미혼인 경우와 기혼 무배우인 경우 모두 직업훈련 참가 확률이 높았지만, 미혼인 경우에만 통계적으로 유의하였다. 한편, 만6세 이하의 자녀가 있는 경우가 없는 경우보다 직업훈련에 참가할 가능성이 낮았으며, 지난 한달 간 가구 소득과 관련해서는 금융소득이 있는 경우가 그렇지 않는 경우보다 직업훈련 참가 확률이 낮게 나타났다.

이상의 분석결과를 종합하면, 직업훈련 참가 결정요인과 관련하여 인적자본이론에서 제시하고 있는 주요 변수들 중 성별을 제외한 다른 변수들은 이론과 대체로 비슷한 결과를 보이고 있음을 알 수 있다. 직업훈련 참가를 제약할 것으로 예상했던 가구특성 관련 변수들도 대체적 으로 유의한 영향을 주고 있다.

모형2와 모형3은 남성과 여성의 노동시장 관련 특성들이 상이하다는 점을 고려하여, 직업훈련 참가 결정요인을 성별로 분리하여 추정한 결과이다. 연령, 교육수준, 직업경험, 중/고/대학 재학 여부 등의 변수는 남성과 여성 모두에서 유의한 영향을 주고 있는 반면, 혼인 및 배우자 유무, 만6세 이하 자녀 유무, 금융소득 유무 등은 남성의 직업훈련 참가에는 영향을 주지 않았 으나 여성의 직업훈련 참가에는 영향을 주고 있어 직업훈련과 관련된 정책 및 프로그램 설계시 이러한 성별 특성을 고려할 필요가 있음을 시사하고 있다.

가. 취업효과

아래 <표 7>은 미취업자의 취업 결정요인을 패널프로빗 모형 중 확률효과 모형으로 추정한 결과이다. 모형1의 rho 값이 0.339이며 LR검정결과 귀무가설이 기각되어 패널 개체특성을 고려한 패널프로빗 모형이 적절함을 알 수 있다. 추정 결과를 살펴보면, 남성이 여성에 비해 취업확률이 높고, 연령에서는 특정 연령까지 취업확률이 증가하다가 그 이후로는 감소하는 역U 자형의 관계를 보이고 있다. 교육수준이 증가할수록 취업확률이 증가하는 반면, 재학 중인 경우가 그렇지 않은 경우보다 취업확률이 낮은 것으로 나왔다. 직업경험이 있는 경우가 그렇지 않은 경우보다 취업확률이 증가하였고, 배우자가 있는 경우가 그렇지 않은 경우보다 취업확률이 낮았다. 만6세 이하의 자녀가 있는 경우와 지난 한달 간 가구의 근로, 금융, 부동산 소득이 있는 경우가 그렇지 않는 경우에 비해 취업확률이 감소하는 것으로 나타났다.

한편, 직업훈련의 취업효과를 보면, 직업훈련에 참가한 경우가 그렇지 않은 경우보다 취업확 률이 증가하는 것으로 나타났다. 남녀별로 분리하여 취업 결정요인을 추정한 모형2와 모형3의 결과도 모형1의 결과와 크게 다르지 않다. 하지만 여성의 경우 직업훈련 참가에 따른 취업확률의 한계효과가 남성보다 더 크게 나타나 직업훈련의 취업효과가 여성에게서 더 크게 나타남을 알 수 있다.

나. 정규직 취업효과

다음으로는 미취업자의 직업훈련 참가가 정규직으로 취업할 확률에 어떤 영향을 주는가를 살펴보았다.

확률효과 모형으로 추정한 결과에 따르면, 여성이 남성에 비해 정규직 취업확률이 낮고, 연령과 교육수준이 증가할수록 정규직 취업확률이 증가하는 것으로 나타났다. 직업경험은 양의 부호를 가지나 통계적으로 유의하지 않았는데, 이는 직업경험의 정규직 취업으로의 가교역할을 함에 한계가 있음을 시사하고 있다. 배우자가 있는 경우가 그렇지 않은 경우보다 정규직 취업확률이 낮았지만, 만6세 이하의 자녀가 있는 경우에는 오히려 정규직 취업확률이 높게 나타났다. 근로소득이 있는 경우가 정규직 취업확률이 통계적으로 높은 것으로 나타났다. 한편, 본 연구에서 주목하고 있는 직업훈련 참가의 정규직 취업효과는 통계적으로 유의하지 않아 미취업자의 직업훈련 참가가 취업확률은 높여주나 정규직 취업확률에는 영향을 주지 못하고 있음을 알 수 있다.

다음으로 남녀별로 분리하여 추정한 결과를 보면, 남성의 경우 연령과 정규직 취업확률은 역U자형의 형태를 보였지만, 여성의 경우에는 연령이 정규직 취업확률에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 만6세 이하의 자녀 유무와 관련해서는 남성의 경우 정규직 취업확률에 영향을 주지 않으나 여성의 경우에는 만6세 이하의 자녀가 있는 경우가 그렇지 않은 경우보다 정규직 취업확률이 높은 것으로 나타나고 있다. 이는 어린 자녀가 있는 여성의 경우 정규직으로 취업할 수 없으면 비정규직으로 취업하기보다는 가사와 육아를 위해 미취업자로 남아 있으려 하기 때문인 것으로 해석된다.

다. 대기업 취업효과

아래 <표 9>는 패널프로빗 모형 중 확률효과 모형으로 직업훈련 참가의 대기업 취업효과를 추정한 결과이다. 추정 결과에 따르면, 남녀 간에 대기업 취업확률에 차이가 없으며, 연령이 증가할수록 대기업 취업확률은 감소하고, 교육수준이 증가할수록 대기업 취업확률이 증가하는 것으로 나타났다. 하지만, 직업경험, 배우자유무, 만6세 이하 자녀 유무, 지난 한달 간 가구소득 등은 대기업 취업확률에 별다른 영향을 미치고 있지 않았다.

한편, 직업훈련이 대기업 취업확률에 미치는 영향을 보면, 직업훈련에 참가한 경우 대기업에 취업할 확률이 증가하는 것으로 나타났다. 하지만 이러한 효과는 성별에 따라 다르게 나타난 다. 성별로 분리하여 추정한 모형2와 모형3을 보면 남성의 경우에는 직업훈련 참가가 대기업 취업확률을 높이고 있으나, 여성의 경우에는 통계적으로 유의하지 않아 직업훈련 참가에 따른 대기업 취업효과가 없음을 알 수 있다.

라. 직업훈련의 임금효과

마지막으로 미취업자의 직업훈련 참가가 취업 후의 임금에 어떤 영향을 주는가를 살펴보았다. 표본선택 편의를 교정하기 위해 본 연구에서는 Heckman(1976)이 제시한 two-stage regression을 사용하였다 *. 1단계에서는 미취업자의 취업확률에 영향을 주는 요인에 성, 연령, 연령제곱, 교육수준, 직업경험, 재학여부, 배우자 유무, 만6세 이하의 자녀 유무, 지난 한달 간근로소득, 금융소득, 부동산 소득, 직업훈련 참가 여부 등을 포함하여 프로빗 모형으로 추정하 고, 이를 통해 표본선택 편의를 교정해주는 역할을 하는 Inverse mill's ratio를 구했다. 2단계에 서는 기존의 설명변수와 함께 1단계에서 구한 개인별 IMR을 포함하여 임금함수를 추정하였다. 분석 대상으로는 미취업자에서 임금근로자로 취업한 경우만 포함하였다.

아래 <표 10>은 임금함수 추정결과로, 모형1은 표본선택 편의를 고려하지 않은 OLS 추정결 과이며 모형2는 Heckman의 추정방법에 의한 결과이다. 모형2에서 표본선택 편의 존재 여부를알 수 있는 Inverse mills의 추정계수가 음수이면서 통계적으로 유의미하게 나와 Heckman 모형이 보다 적합함을 보여주기에 이하에서는 모형2를 중심으로 살펴보고자 한다.

먼저 모형2에 포함된 설명변수들의 추정결과를 살펴보면, 남성이 여성보다, 연령과 교육수준이 증가할수록 임금이 증가하는 것으로 나타났다. 반면, 직업경험이 있는 경우가 그렇지 않은 경우보다 임금이 적은 것으로 나왔는데, 이는 임금이 낮은 불완전한 일자리에서의 경험이 많았음을 시사하는 것이다. 종사자 수가 300명 이상인 경우와 정규직인 경우가 그렇지 않은 경우보다 임금이 높은 것으로 나타났다. 또한, 취업한 직장의 산업과 직업에 따라서도 임금이 달라짐을 확인할 수 있다.

한편, 이러한 변수들을 통제한 상태에서 직업훈련의 임금효과를 살펴보면, 직업훈련에 참가한 경우가 그렇지 않은 경우보다 임금이 더 낮은 것으로 나왔으나 통계적으로는 유의하지 않아 직업훈련이 임금에 별다른 영향을 못 미치고 있음을 알 수 있다. 하지만, 남녀로 분리해서 추정하면 남성은 통계적으로 유의하지 않지만, 여성의 경우에는 직업훈련에 참가한 경우보다 그렇지 않은 경우가 임금이 더 많았고 통계적으로도 유의하게 나타났다. 이는 직업훈련에 참여한 여성의 상당수가 상대적으로 저임금 직종에 취업하고 있는데 이를 충분히 통제하지 못하였거나, 또는 직업훈련 참가와 임금에 동시에 영향을 주는 다양한 변수들을 충분히 통제하지 못함(자기선택편의)에 따른 것일 수도 있다.

*직업훈련 참가의 임금효과를 분석하기 위해서는 2가지 편의가능성을 고려하여야 한다. 첫 번째는 직업훈련 참가와 임금에 동시에 영향을 주는 변수의 누락으로 인한 편의(자기선택 편의)이며, 두 번째는 취업과 임금에 동시에 영향을 주는 변수 누락으로 인한 편의(표본선택 편의)이다. 본 연구에서는 첫번째 편의가능성에 대한 교정은 분석 자료의 한계로 수행하지 못했으며, 두 번째 편의가능성은 임금 함수 추정에 통상적으로 사용되는 Heckman's two-stage regression을 사용하여 교정하였다.

본 연구에서는 한국노동패널자료를 이용하여 직업훈련 참여 실태를 파악하고, 미취업자의 직업훈련 참가가 노동시장 이행 및 성과에 어떤 영향을 주는가를 실증 분석하였다. 주요 분석 결과는 다음과 같다.

지난 1년간 직업훈련에 참여했거나 참여 중이라는 응답 비율은 전체 중 4.6%에 그치고 있으며, 취업자의 참여 비율이 7.6%로 미취업자의 참여 비율인 0.8%보다는 높으며, 취업자 중에서는 비정규직 등 취약계층의 참여 비율이 더 낮게 나타나고 있다. 직업훈련 참가 결정요인을 인적자본이론에서 제시한 성, 연령 등과 같은 개인의 인구학적 특성과 배우자 유무, 만6세 이하 자녀 유무 등과 같은 가구관련 변수들을 포함하여 확률효과모형으로 분석한 결과, 인적자 본이론의 통상적인 가설이나 다수의 선행연구와는 달리 남녀 간에 직업훈련 참여 확률은 다르지 않은 것으로 나타났다. 이는 최근에 정부지원 직업훈련이 확대되면서 여성의 참가가 상대 적으로 많아지고 또한 기대 고용기간도 남녀 간에 차이가 줄어들고 있기 때문으로 해석된다. 하지만, 연령이 적을수록, 교육연수가 증가할수록, 직업경험이 있는 경우일수록 직업훈련에 참가할 확률이 증가하였고 통계적으로도 유의하게 나타났다. 또한 직업훈련 참가를 제약하는 요인으로 볼 수 있는 배우자 유무, 만6세 이하의 자녀 유무, 지난 한달 간 가구 금융소득 유무 등도 직업훈련 참가 확률에 통계적으로 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다. 하지만, 성별로 분리하여 추정하였을 때는 배우자 유무, 만6세 이하 자녀 유무, 금융소득 유무 등은 남성의 직업훈련 참가에는 영향을 주지 않고 여성에게만 영향을 미치고 있다. 이러한 발견은 대부분의 선행연구와 유사한 결론이다.

미취업자들의 직업훈련 참가가 노동시장 이행 및 성과에 어떤 영향을 주는가를 실증 분석한 결과, 대부분의 선행연구에서처럼 직업훈련 참가가 취업확률을 높이는 데, 이러한 효과는 이석원(2003)의 연구에서처럼 남성보다 여성에게서 더 크게 나타나고 있다. 하지만, 직업훈련 참가가 정규직 취업확률과는 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않고 있어 직업훈련이 정규직 노동 시장과의 연관성이 낮다는 점을 시사하고 있는데, 이는 김철희·손유미·김민경 외(2012)에서도 비슷하게 나타난 바가 있다. 한편, 직업훈련 참가는 대기업으로의 취업확률을 높이고 있으나 이러한 효과는 남성에게서만 나타나고 있다. 마지막으로, 미취업자의 직업훈련 참가가 취업 후의 임금에는 어떤 영향을 주는가를 표본선택 편의를 교정하는 Heckman의 2단계 모형으로 추정하였다. 그 결과, 직업훈련에 참가한 경우가 그렇지 않은 경우보다 임금이 더 낮은 것으로 나타났으나 통계적으로는 유의하지 않았다. 하지만, 여성의 경우에는 직업훈련에 참가한 경우 보다 그렇지 않은 경우가 임금이 더 많았고 통계적으로도 유의하게 나타났다. 그러나 이러한 임금효과가 없거나 부정적이라는 결론이 다수의 선행연구와 다른 결과라고 보기는 어렵다. 왜냐하면 선행연구들은 미취업자가 아닌 재직자가 직업훈련을 받을 경우에 임금효과가 있다는 것이기 때문이다. 본 분석에서의 발견은 미취업자가 직업훈련을 받으면 취업에는 도움이 되나 취업 이후의 임금까지에는 영향을 못 미친다는 것을 의미하고 있을 뿐이다. 만일 취업 이후에 재직자로서 새로이 직업훈련을 받을 경우에는 선행연구에서처럼 긍정적인 임금효과가 나타날 수도 있을 것이다.

이러한 연구 결과가 인적자원개발 정책에 시사하는 바는 다음과 같다.

먼저 직업능력개발이 더 필요한 취약계층이 오히려 직업훈련에 덜 참여하고 있으며 직업훈 련이 정규직 전환이나 임금 등 고용의 질에는 긍정적인 영향을 못 미치고 있다는 점에 대한 원인 진단과 맞춤형 정책 대응이 필요하다. 비정규직이나 저학력계층의 직업훈련 참여 미흡이 이들 계층의 환경적인 문제 때문인지, 아니면 훈련프로그램 등 훈련공급 측면의 문제 때문인 지를 파악하고 이에 맞추어 정책이 제공되어야 할 것이다. 훈련의 내용과 훈련방법, 장소와 시간 등에서 취약계층이 쉽게 접근할 수 있도록 하여야 할 것이며, 특히 이들이 훈련참가에 따른 직･간접적 비용을 최소화하는 방안, 특히 훈련기간 중 생계지원을 위한 취약계층 훈련수당을 현실화하는 방안을 적극 검토할 필요가 있다.

미취업자의 직업훈련 참가가 취업확률은 높여주나 정규직 취업에는 영향을 주지 못하고 있는데, 이는 그간 지적되어 왔듯이 실업자 등 미취업자 직업훈련이 형식적인 훈련상담 등으로, 취업보다는 개인이 선호하는 분야에 훈련이 편중되고, 영세한 훈련기관, 저비용･단기훈련 중심 으로 훈련이 제공되면서 훈련의 질도 높지 않아 정규직으로 취업하기 위한 고숙련(high-skills) 형성 기회로 작용하지 못하기 때문으로 보인다. 하지만, 비정규직이 기간제를 비롯하여 특수고용 등과 같이 다양하게 구성되었기 때문에 그 효과가 비정규직 그룹 내부에서 일부 상쇄되기 때문일 수도 있는데, 이에 대해서도 추후 엄밀한 분석이 필요하다. 하지만 어느 경우에든 훈련 상담의 내실화와 훈련기관의 질 관리 등 직업훈련의 품질을 제고하기 위한 정책적 노력은 매우 중요하다.

직업훈련의 임금효과가 나타나지 않거나 여성에게서는 오히려 부(-)의 효과를 보이는 것도 현재의 미취업자를 대상으로 하는 직업훈련에 질적인 문제가 있을 수 있음을 시사하는 것이다. 이는 직업훈련의 품질을 제고하기 위한 질 관리 정책이 강화되어야 함을 의미한다. 하지만  다른 한편으로 이는 직업훈련 선택과정의 자기선택(Self-Selection) 문제를 충분히 통제하지 못한 결과일 수도 있다. 향후 연구에서는 훈련의 내용이나 기간, 훈련목적 등과 같은 양과 질적 측면을 고려한 다양한 변수를 포함하여 자기선택(Self-Selection) 문제를 충분히 교정하여 주는  분석방법을 이용한 연구가 이루어질 필요가 있다.

그리고 배우자 유무, 만6세 이하 자녀 유무, 금융소득 유무 등은 남성의 직업훈련 참가에는 영향을 주지 않은 반면, 여성에게는 영향을 주고 있어 여성의 직업훈련 참가를 촉진하기 위해 서는 이러한 특성을 고려한 여성친화적 프로그램의 설계가 필요함을 시사하고 있다. 여성맞춤형 훈련프로그램 마련 이외로 직업훈련참여 여성을 위한 보육지원, 여성의 직업훈련 접근성 제고를 위한 원격훈련, 이동식 훈련의 확충 등이 필요하다.

종합적으로 보면, 정책전달의 초기 단계(gateway)에서 훈련참가 여부와 필요한 훈련을 제대로 안내하는 것이 중요한 과제가 된다. 이를 위해서는 개인별 특징과 훈련욕구를 파악하기 위한 프로파일링 시스템, 이에 기초한 심층상담과 맞춤형 안내가 가능하도록 고용서비스 체계를 구축하는 것이 필요하다. 그리고 대상별로 제대로 된 맞춤형 교육훈련 프로그램을 제공하여야 한다. 교육훈련 취약계층이 교육훈련에 쉽게 접근할 수 있도록 하여야 하며, 교육훈련의 질 관리 시스템은 이 모든 측면에서 아무리 강조하여도 지나치지 않을 것이다.

한편, 본 연구는 몇 가지 한계를 지니고 있다. 먼저 표본의 제약으로 인한 분석의 한계이다. 본 연구에서 사용한 한국노동패널자료는 정부지원, 사업주지원, 그리고 개인부담 훈련 모두를 포괄한 전체 직업훈련을 모두 포괄하고, 또한 직업훈련참가와 성과측정을 위해 필요한 인적특 성과 사회경제적 특성에 대한 많은 정보, 특히 동일한 가구와 개인을 대상으로 다년간에 걸친 관측치를 제공하고 있어 개인의 동태적인 변화를 분석하는 데 매우 유용하다. 그러나 15세 이상 전체 국민을 대상으로 하다 보니 직업훈련 참가 표본수가 적고, 이에 따라 직업훈련 참여 에 영향을 미칠 수 있는 주요한 변수들 가운데 변수가 없거나 해당 표본이 적어 분석에 포함 할 수가 없는 경우가 없었다는 점이다. 또한 분석방법에서의 한계도 있다. 당초 패널자료의 장점을 최대한 활용하고자 하였으나 직업훈련 참가 표본의 불충분으로 비정규직 내부의 이질적  구성을 고려한 분석이나 직업훈련 선택과정에서의 자기선택의 문제 등을 충분히 통제하지 못하였다. 이 이외로 분석기간이 2010년까지여서 전반적인 직업훈련 정책에서 최근에 이루어진 상당한 변화 속에서 참가의 특성, 그 성과 등을 파악할 수가 없었다는 점도 아쉬움으로 남는 다. 이들에 대해서는 추후의 과제로 남길 수밖에 없다.