* 본 논문은 제4회 장애인고용패널학술대회의 발표문을 수정 및 보완한 것이며, 발표와 심사에서 유익한 논평을 해주신 분께 감사한다. 5 장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구* 한경성 양산대학교 사회복지보육과 부교수 성향점수매칭과 이중차이 결합모형은 통제집단 사전사후검사 설계가 이루어지지 않은 여건에서도 정책 개입에 대한 효과를 측정하는데 적합한 모형이다. 본 논문에서는 이 모 형을 이용하여 패널장애인의 취업을 독립변수인 개입으로 가정하고 가구균등화소득과 가 구원근로소득의 종단적 효과를 추정하였다. 모형 추정에 장애인고용패널 1∼4차년도 데 이터를 사용하여 다음과 같은 분석 결과를 얻었다. 먼저, 성향점수매칭을 결합한 이중차 이분석 결과 2008년 미취업 패널장애인이 2010년에 취업 장애인으로 전환 시 동일 기 간에 약 322만원에 해당하는 가구균등화소득의 상승 효과가 나타났다. 다음으로, 2008 년 미취업 장애인이 2010년에 취업으로 전환 시 가구원근로소득이 약 124만원 정도 감 소한 것으로 나타났다. 또한 장애인이 노동시장에 진입한 경우 소득계층의 상향 이동이 있었지만, 여전히 가구균등화소득의 중위소득 수준을 벗어나지 못한 것으로 나타났다. 그 리고 장애인이 근로능력을 가지고 있지 않을 경우, 가족을 위한 고용정책과 활동보조지 원정책의 확대가 필요함을 보여주고 있다. 끝으로, 본 연구는 증거기반정책을 위한 실증 적인 근거가 되는 정보로서의 의미를 가지고 있다. 주요어 : 장애인 취업, 장애인 가구소득, 성향점수매칭(PSM), 이중차이(DID)분석, 패널 데이터분석, 종단적 연구 Disability & Employment|2013. 02. 제23권 제1호(통권 78호) pp. 5~36 요 약
32
Embed
장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구*통제집단 사전사후 실험설계에 의한 측정방법은 정책 개입 전에 이질적인 대상자들을
This document is posted to help you gain knowledge. Please leave a comment to let me know what you think about it! Share it to your friends and learn new things together.
Transcript
* 본 논문은 제4회 장애인고용패널학술대회의 발표문을 수정 및 보완한 것이며, 발표와 심사에서 유익한 논평을 해주신분께 감사한다.
5
장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구*
한경성 양산대학교 사회복지보육과 부교수
성향점수매칭과 이중차이 결합모형은 통제집단 사전사후검사 설계가 이루어지지 않은여건에서도 정책 개입에 대한 효과를 측정하는데 적합한 모형이다. 본 논문에서는 이 모형을 이용하여 패널장애인의 취업을 독립변수인 개입으로 가정하고 가구균등화소득과 가구원근로소득의 종단적 효과를 추정하였다. 모형 추정에 장애인고용패널 1∼4차년도 데이터를 사용하여 다음과 같은 분석 결과를 얻었다. 먼저, 성향점수매칭을 결합한 이중차이분석 결과 2008년 미취업 패널장애인이 2010년에 취업 장애인으로 전환 시 동일 기간에 약 322만원에 해당하는 가구균등화소득의 상승 효과가 나타났다. 다음으로, 2008년 미취업 장애인이 2010년에 취업으로 전환 시 가구원근로소득이 약 124만원 정도 감소한 것으로 나타났다. 또한 장애인이 노동시장에 진입한 경우 소득계층의 상향 이동이있었지만, 여전히 가구균등화소득의 중위소득 수준을 벗어나지 못한 것으로 나타났다. 그리고 장애인이 근로능력을 가지고 있지 않을 경우, 가족을 위한 고용정책과 활동보조지원정책의 확대가 필요함을 보여주고 있다. 끝으로, 본 연구는 증거기반정책을 위한 실증적인 근거가 되는 정보로서의 의미를 가지고 있다.
주요어 : 장애인 취업, 장애인 가구소득, 성향점수매칭(PSM), 이중차이(DID)분석, 패널데이터분석, 종단적 연구
Disability & Employment|2013. 02. 제23권 제1호(통권 78호) pp. 5~36
요약
6
Ⅰ. 서 론
최근 국민기초생활보장제도하에서 급여를 받는 장애인(이하 수급자 장애인이라 한다)에 대한 근
로능력판정의 전문성 향상을 위해 근로능력 유무에 대한 판정을 국민연금공단에 의뢰하게 되었다1).
이로 인해 수급자 장애인의 근로연계가 좀 더 용이하게 될 것으로 보아진다. 법 개정 이전 수급자 장
애인에 대해 지자체에서 판정하여왔던 근로능력 유무로는 조건부수급자(취업 대상자) 선정에 정확
성과 객관성을 유지하기가 어려워 고용을 통한 탈수급에 한계가 있었다(이정주, 2002). 또한 노동시
장에 참여하여 탈수급자가 되더라도 장애인 가구소득이 크게 개선되지 않고 있다. 장애인의 고용환
경의 개선과 지원으로 장애인 취업률이 증대하는 것으로 나타나고 있지만, 고용의 질이 개선되고 취
업에 대한 적극적인 지원책이 함께 시행되지 않는 한 고용을 통한 가구소득 증대를 기대하기가 어려
운 것으로 보고 있다.
이로 인해 ‘일을 통한 소득보장’ 이란 정책 목표 하에서 추진되고 있는 장애인 고용정책이 장애인
가구소득 증대에 어느 정도 기여하는가는 정책의 성과와 개입 효과의 평가를 위해 중요한 연구 과제
가 될 수 있다.
정책 효과를 과학적인 실험설계를 통해 측정하고자 한다면, 먼저 정책 개입 전에 정책 개입 대상자
들로부터 무작위 추출방식으로 표본을 선정한다. 다음으로 이들을 다시 무작위로 실험집단과 통제
집단으로 배정한다. 끝으로, 두 집단 가운데 실험집단에만 정책을 개입한 후 정책 개입 전과 후의 실
험집단과 통제집단 간에 발생하는 변화의 차이를 정책 개입 효과로 측정하는 것이다. 즉, 이는 정책
의 효과를 가장 이상적으로 측정할 수 있는 통제집단 사전사후 실험설계가 된다. 통제집단 사전사후
실험설계에 의한 측정방법은 정책 개입 전에 이질적인 대상자들을 상호 동질적인 실험집단과 통제
집단이라는 두 개의 집단으로 만들기 위해 무작위 표본추출과 표본의 무작위 배정을 전제로 한다2).
그러나 정책개입 전에 실험집단과 통제집단을 무작위로 표본을 추출하고 이를 다시 무작위로 배정
하는 일은 현실적으로 실행이 불가능 경우가 많으며(노화준, 2006), 특히 패널데이터를 이용하여 정
책개입효과를 측정하고자 할 경우 이러한 통제집단 사전사후 실험설계 방식의 적용이 더욱 불가능
해 진다. 따라서 정책 개입에 대한 평가나 패널데이터를 이용한 정책개입 효과를 측정하고자 할 경우
1) 국민기초생활보장법이 2012년 2월 1일 개정(동년 8월 2일 시행)에 의해, 2012년 12월 1일부터 국민연금공단에서 기초수급자근로능력평가를 실시하게 됨.
2) 통제집단 사전사후 실험설계는 무작위 표본추출과 무작위 배정방식으로 내적 타당도와 외적 타당도에 영향을 미치는 요인들과 선택적 편의를 가장 이상적으로 제거할 수 있는 실험설계이지만, 통제집단 사전사후 실험설계의 적용이 어려울 경우, 타당도를 저해하는 요인과 조사대상자의 관측 불가능한 특성으로 인해 발생하는 선택적 편의를 통제하기가 불가능하여 효과 측정에 한계가 발생한다.
7
이러한 한계를 극복하기 위한 방법으로 대응적 사실(counterfactual)에 의한 추정방법으로 성향점
수매칭법을 사용할 수 있다. 대응적 사실이란 프로그램 참여자가 프로그램에 참여하지 않았을 경우
에 얻게 될 잠재적 성과(potential outcome)를 말한다. 대응적 사실과 실제 성과 간의 차이가 프로그
램의 효과가 된다. 엄밀한 통제집단 사전사후 실험설계가 어려울 경우에는 유사실험설계에 의한 성
향점수매칭(PSM: propensity score matching)방법으로 실험집단과 비교집단으로 정책 대상자를 선
정 및 배정한 후 종속변수에 대한 독립변수의 종단적 효과를 측정할 수 있다. 또한 성향점수매칭을
결합한 이중차이(DID: difference in difference) 추정모형을 통해 무작위 표본추출과 무작위 배정하
는 대신 성향점수매칭으로 실험집단과 비교집단에 배정하는 방법을 사용하여 장애인의 취업이란
독립변수가 종속변수인 가구소득과 기초수급 지속기간에 미치는 효과를 분석할 수 있다. 이와 같은
방법으로 얻어진 분석결과는 장애인가구소득과 탈수급을 위한 고용정책의 평가에 중요한 자료가
될 수 있다.
본 논문은 장애인 취업을 정책개입변수로 가정 후 취업으로 인한 장애인 가구소득 변화와 국민기
초생활보장법의 수급지속기간에 미친 순수 효과가 어느 정도이며, 어떠한 요인이 가구소득과 수습
가구 유지기간에 영향을 미치는가를 실증적으로 파악하여 증거기반정책을 위한 실증적인 근거가 되
는 정보를 제공하고자 한다. 취업의 효과를 추정하기 위해 1차 연도(2008년)에서 4차 연도(2011년)까
지의 장애인고용패널데이터를 이용하고자 한다. 그리고 본 논문은 패널데이터를 이용한 종단적 연
구에 의해 실증적으로 검증하고자 하는 연구 질문은 다음과 같다.
첫째, 장애인 취업은 가구소득증대에 영향을 미치는가? 영향을 준다면 그 효과는 어느 정도인가?
둘째, 장애인 취업 여부는 장애인 가구의 가구원 근로소득에 영향을 미치는가? 영향을 준다면 그
효과는 어느 정도인가?
셋째, 노동시장 진입을 통한 소득계층 상향이동이 장애인 가구에게도 유효한가?
Ⅱ. 선행연구 검토
1. 부가노동자효과와 실망노동자효과
부가노동자효과(added worker effect)란 가구주의 소득에 손실 혹은 상실이 있을 경우, 가구 내 가
구원의 취업에 영향을 미치는 효과를 말한다. 반면, 실망노동자효과(discouraged worker effect)란 불
경기 시 구직의 어려움으로 인해 가구원이 구직활동을 포기하고 비경제활동인구로 전환되는 효과를
장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구
8
말한다.
이러한 두 효과는 경기가 침체되거나 가족의 구성원이 건강과 질환 등과 같은 요인으로 문제 해결
에 가족의 직접적 대처 방안 이외에 대체적 방법을 찾기가 어려울 경우 발생한다. 부가노동자효과는
경기의 침체로 가구주가 실직하였을 경우 배우자나 자녀가 가구소득의 손실을 보전하기 위해 구직
활동을 하거나 노동시장에 참여하여 가구소득을 보충하는 경우에 발생한다. 반면, 실망노동자효과
는 경기 침체로 가구주가 실직하거나 노동시장에 참여가 어려울 경우 가구소득이 감소하더라도 배
우자나 자녀와 같은 가족이 경기 침체나 가정의 문제로 인해 구직활동을 포기하거나 노동시장에 참
여를 줄이는 경우에 발생하는 효과이다. 이와 같은 두 가지 효과를 기대임금으로 설명할 수도 있다.
기대임금이란 취업 시 임금률에 취업할 확률을 곱한 것이다. 이를 식으로 나타내면 다음과 같다.
E(W) = πW
E(W) = 기대임금, W = 취업 시 임금률, π = 취업할 확률
경기 침체 하에서 취업 시 임금률과 취업할 확률이 모두 낮아진다. 이로 인해 기대임금이 매우 낮
아질 경우 구직활동이나 노동시장에 참여하기보다 가정에서 일하는 것이 더 이익이 증대된다고 생
각하여 실망노동자효과가 발생한다. 이처럼 불황 시에는 가정의 기대임금이 하락하게 되며, 기혼여
성의 경우 일반적으로 대체효과가 소득효과보다 크게 나타난다(김재원, 1997).
박진희(2009)의 연구에 의하면 영국·독일·이탈리아 등 선진국에서는 실망노동자효과가 크게
나타나는 반면, 후진국에서는 부가노동자효과가 크게 나타났다. 박진희(2009)는 한국의 경우 남편의
실직이 기혼여성의 경제활동 참가에 실망노동자효과가 더 크게 나타난 것으로 분석하였다.
2. 장애인 가구소득과 노동시장 참여
한국장애인고용공단 고용개발원에서 발간한 제3차 장애인고용패널조사(2010년)에 의하면(양수
정 외, 2011: 382), 장애인 가구 가운데 기초생활보장 수급가구는 전체의 32.3%이다. 가구원 수가 적
을수록 수급 비율이 높게 나타났으며, 수급가구 중 장애인이 가구주인 경우에 수급 비율이 더 높게
나타났다(<표 1>참조).
장애인 가구에서는 근로소득의 비중이 높지 않지만 2009년도 패널장애인 가구의 총소득에서 근로
소득 비중이 75% 이상인 가구 가운데 가구원 수가 증가하거나, 패널장애인이 가구주가 아닌 경우에
총소득에서 근로소득의 비중이 더 높은 것으로 나타나고 있다. 반면 1인 가구 중에서 가구근로소득
패널장애인의 성별, 연령, 장애유형, 학력 등의 독립변수들이 취업여부의 확률로 나타나는 성향점수
를 추정하는데 투입되었다. 성향점수매칭모형 추정에 투입된 변수들의 구성은 다음 <표 4>와 같다.
<표 4>의 변수명에서는 한국장애인고용공단 고용개발원에서 제공한 원변수명을 그대로 사용하
여 변수별로 패널조사데이터를 찾는데 용이하도록 하였다6). 본 논문의 분석을 위해 새로 만들어진
변수명에 대해서는 변수값 칸에 간단한 설명을 하였다. 변수의 변수값이 1과 2 두개만 있는 이분변수
값인 경우에는 변수값 1은 그대로 사용하였고, 변수값 2는 0으로 변환하였다. 그리고 3개 이상의 변
수값을 가지고 있는 type4(장애유형), school(학력), dq002100(혼인상태) 변수들은 모두 더미변수로
13
장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구
5) 한국장애인고용공단 고용개발원에서 제공한 원데이터에는 1차에서 3차까지 데이터의 합계가 14,335개이지만, 성향점수매칭전에 투입된 데이터 합계가 14,312개로 되어 23개가 감소하였다. 그 이유는 family_income(패널장애인을 제외한 가구원 근로소득) 변수에 (-)값을 가진 데이터 23개를 제거하였기 때문이다. 그리고 매칭 후의 데이터가 8,860개로 줄어든 이유는 매칭 전의 데이터에서 매칭되지 않은 데이터를 제거하였기 때문이다.
6) 한국장애인고용공단 고용개발원에서 제공한 장애인고용패널조사 코드북(통합)에는 long-type data에서 사용하는 변수명과wide-type data에서 사용하는 변수명으로 나누어진다. long-type data에서 변수명은 파트명+구분번호+변수번호의 순으로 만들어진다. 본 논문에서는 전자의 long-type data에서 사용하는 변수명을 사용하였다.
차수(연도)성향점수매칭
성향점수 매칭을 결합한 이중차이(DID)분석매칭 전 매칭 후
1차(2008) 5,090 3,160 2,732
2차(2009) 4,672 2,881 가구총소득과 가구원근로소득 관련 데이터
3차(2010) 4,550 2,819 2,732
4차(2011) - - 가구총소득과 가구원근로소득 관련 데이터
합 계 14,312 8,860 5,464
서 _Itype4, _Ischool, _Idq002100로 나타내었다. 패널조사데이터의 원변수명 f001001 (현재 건강상태
period_emp 패널장애인 취업기간패널장애인이 2010년까지 임금근로자, 자영업자 및 무급가족종사자로 근무한 개월 수의 합계
[그림 1] 성향점수 매칭 원리8)
⑵ 성향점수매칭과 이중차이(DID) 결합모형
성향점수와 이중차이 결합모형(MDD)9)은 성향점수매칭에 의해서 할당된 실험집단과 비교집단 간
에 종속변수의 종단적 차이 효과를 다중회귀분석에 의해 추정하는 모형이다. 성향점수매칭을 결합
한 이중차이모형을 적용하기 위해서는 종속변수에 대한 효과를 측정하고자 하는 두 시점이 사전에
결정되어 있어야 한다.
본 논문에서 성향점수와 이중차이 결합모형을 적용하기 위해 다음과 같은 절차로 진행하였다. 먼
저 2008년과 2010년의 두 시점에 대한 종속변수의 변화 효과를 측정하기 위해 매칭된 성향점수를 갖
는 패널장애인 가운데 2008년에는 취업집단을 제거하고 미취업집단만 남겨두었다. 다음으로 2008년
에 미취업한 집단이지만 2010년에는 취업한 집단일 경우 2008년에도 동일하게 실험집단으로 할당하
였고, 2010년에 미취업한 집단은 2008년에도 동일하게 비교집단으로 구성하였다. 그 다음으로 2008
년의 실험집단의 가구균등화소득과 2010년의 실험집단의 가구균등화소득의 차이를 구하고 나서, 여
기에 2008년의 비교집단의 가구균등화소득과 2010년의 비교집단의 가구균등화소득의 차이를 구한
값을 빼주어 최종적으로 이중차이효과를 얻게 되었다. 모형의 식은 다음 (3.1)과 같으며, 모형의 원리
를 나타내면 <표 6>과 같다.
17
장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구
실험집단
취업장애인(Ai) A1 A2 A3 A4 A5 … An, i=1, 2,…n
성향점수 p1 o1 k1 m1 w1 …
매칭(짝짓기)
비교집단
미취업장애인() B1 B2 B3 B4 B5 … Bn, j=1, 2,…n
성향점수 o2 p2 h2 m2 k2 …
8) 성향점수 매칭 원리를 나타내는 [그림 1]은 김태일 (2009). 비실험연구에서 효과 추정의 타당성 저해요인 및 대처방법-처리·비교집단 비동질성에 따른 편의와 성향점수매칭 방법. 2009년 한국정책학회 동계학술발표논문집 자료를 참고하여 수정한 것임.
9) 성향점수와 이중차이 결합모형(성향점수를 결합한 이중차이모형)을 MDD(Matched Double Difference 또는 Matching withDifference in Difference), DDM(Difference in Difference Matching), Difference in Difference Combined with PropensityScore Matching 등과 같은 다양한 용어로 사용되고 있다(Essama-Nssah, 2006; Smith & Todd, 2005; Blundell & Dias, 2000; 박상현, 김태일, 2011: 289; 권현정, 조용운, 고지영, 2011: 309).
(3.1)
Y Xi2 = 2차 시점 연도에서 실험집단에 속하는 i번째 취업장애인이 갖는 종속변수값
Y Kj2 = 2차 시점 연도에서 실험집단에 속하는 j번째 취업장애인이 갖는 종속변수값
<표 6> 성향점수매칭과 이중차이(DID) 결합모형의 원리
성향점수매칭과 이중차이 결합모형의 식 (3.1)을 종단회귀모형의 식으로 나타내면 (3.2)와 같으며,
식 (3.2)에 차분을 적용하여 만들어진 횡단회귀모형의 식은 (3.3)과 같다.
(3.2)
Yit = 종속변수, Xit = 독립변수, Tit = 시점변수,ui = 관측되지 않는 시간에 불변 변수,
e= 관측되지 않는 다른 특성
(3.3)
위 식 (3.3)의 차분한 횡단회귀모형에서는 관측되지 않는 시간에 불변 변수인 는 두 시점 간의 차분
으로 없어지게 된다.
2) 통계분석의 유형
본 논문에서 사용한 통계분석의 유형은 <표 7>에서와 같다. 이 가운데 패널로짓모형은 확률효과
위 <표 11>에서 취업자일 경우의 평균 가구균등화소득이 2010년도에 약 1,342만원이고, 미취업
자가구를 포함한 가구균등화소득은 약 934만원임을 알 수 있다. 한편 유완식(2007: 18)의 선행연구에
서는 한국노동패널조사 8차(2005년) 자료에 의해 전체가구에 대한 가구균등화소득10)은 월평균 139만
원(연 1,668만원), 미취업가구를 포함한 장애인가구에서는 월평균 109만원(연 1,308만원)으로 분석
되었다. 이를 본 논문의 <표 11>과 단순 비교하기에는 무리가 있다. 왜냐하면 본 논문에서는 2008
년 미취업집단만을 성향점수매칭에 투입하여 2010년 취업 또는 미취업집단의 가구균등화소득으로
산출되었기 때문이다. 따라서 소득계층의 이동을 성향점수로 매칭된 2008년 미취업 패널장애인이
2010년에 취업하였을 때 가구균등화소득의 변화로 파악하고자 했다.
다음 <표 12>는 성향점수매칭이 이루어진 데이터에서 2008년 미취업에서 2010년 취업으로 전환
된 패널장애인의 가구균등화소득에 대한 평균을 보여주고 있다. 이를 통계청에서 제공하는 <표
13>의 우리나라 전체 가구균등화소득과 비교했을 때, 2008년 미취업상태에서는 소득10분 중 2분위
에 속하였지만, 2010년에는 3분위로 증가하였음을 알 수 있다. 패널장애인 312명의 가구균등화소득
장애인 취업의 가구소득 효과에 관한 종단적 연구
10) 유완식(2007: 18)의 연구에서 가구균등화소득은 가구의 총소득에 가구원수를 나눈 값으로 산출하였는데, 이 때 가구원수에n0.5를 적용하였다. 가구원수의 n0.5은 n의 1/2승인 제곱근과 같으므로 가구원수의 제곱근과 같다. 따라서 본 논문 <표 5>에서의 가구균등화소득 산출방식과 동일하다. 또한 가구균등화소득에 사용된 가구총소득도 본 논문과 동일하게 가구근로소득과가구근로외소득(사회보험급여, 금융소득, 부동산소득, 사적이전소득, 공적이전소득, 기타소득을 포함)의 합계로 이루어졌다.
통제변수 독립변수 빈도 평균 표준오차 t p
경증
미가구주가구주합 계차 이
487726
1213
1252.869824.9329996.7423427.936
42.4446523.1036822.7474548.32523
8.8553*** p=0.0000
중증
미가구주가구주합 계차 이
684835
1519
1022.361773.0588885.3185249.3019
29.9685618.1999317.0919135.06212
7.1103*** p=0.0000
2010년
2년 미만 취업2년 이상 취업
합 계차 이
2622110
2732
923.22171210.547934.7904-287.325
14.1344571.3498513.9055772.7364
-3.9502*** p=0.0001
2년 미만 취업
미가구주가구주합 계차 이
113914832622
1116.378774.8706923.2217341.5071
25.428414.4626414.1344529.25357
11.6740*** p=0.0000
2년 이상 취업
미가구주가구주합 계차 이
3278
110
1183.9931221.44
1210.547-37.44736
151.686179.7330271.34985171.3652
-0.2185 p=0.8279
28
수준은 2008년에서 2010년 기간에 소득10분위 기준에서 소득계층의 상향 이동을 한 것으로 나타났
고, 금액으로는 약 360만원 증가하였다. 우리나라 전체의 가구균등화소득의 중위소득을 기준으로 하
였을 때, 2008년 미취업 시 패널장애인의 가구균등화소득은 중위소득의 56.4% 정도였으나, 2010년
취업으로 전환된 후에는 가구균등화소득은 중위소득의 71.3% 정도로 상승하였음을 알 수 있다.
<표 12> 2008년과 2010년 패널장애인의 가구균등화소득단위 : 만원
<표 13>에서와 같이 통계청(http://kosis.kr)에서 제공하는 가구균등화소득의 중위소득(가처분소
득 기준)은 2008년에 월 1,450,851원(연간 17,410,212원)이며, 2010년의 경우 월 1,569,106원(연간
18,829,272원)이다.
<표 13> 전체가구에 대한 가구균등화소득의 중위소득(가처분소득 기준) 현황단위 : 원
※ 출처 : 통계청(http://kosis.kr)에서 가처분소득 기준 가구균등화소득을 본 논문에 맞게 발췌함.
Han, Kyung-Sung*(Associate Professor, Dept. of Social Welfare childcare, Yangsan University)
The purpose of this paper is to estimate the longitudinal effect on householdequivalence scale and family earned income of employment for the disabled. Thestatistical analyses applied panel data of employment for the disabled from1th(2008 year) to 4th(2011 year) are the Frequency Analysis, Propensity ScoreMatching Analysis, T-test, and DID Combined with PSM. The main results fromthis study are summarized as follows; First, it is verified that householdequivalence scale of employed panel disabilities is higher about 3,220,000wonthan household equivalence scale of unemployed panel disabilities. When theemployment status of panel disabilities transfer from unemployment in 2008 toemployment in 2010, it is appeared that family earned income of paneldisabilities is decreased about 1,240,000won. Second, it is appeared thathousehold equivalence scale is increased by the employment of the disabled. but,household equivalence scale of employed panel disabilities is still less than themedian income of household equivalence scale to Korean households as a whole.Third, when the disabled has not the ability to work by severe disability, theemployment promotion policy for increase of earned income of family andexpansion of the assistant support service for family is required. Finally, on thebasis of this study results, it is suggested that the improvement of theemployment policy for the disabled is required.
Key words : Employment of the Disabled, Household Income of the Disabled,Propensity Score Matching(PSM), Difference in Difference(DID),Panel Data Analysis, Longitudinal Analysis