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농촌인구는 2명 중 1명이 60세 이상이며, 노인 농업인의 연령은 해마다 평균 1.1세씩 증가하고 있다(통계청, 2014). 농촌인구 다수가 노인들로 구성되어 있다는 것은 널리 알려진 사실이며 이러한 빠른 고령화는 세계적으로 유례가 없는 현상이다. 60세 이상 잠재적 고령인구를 기준으로 할 경우 가까운 장래에 농촌은 절반 이상이 고령농가로 채워질 전망이다. 원인은 농가인구 자체는 감소하는데 비해 고령농가 비율은 상승 추세에 있기 때문이다. 2000~2014년 동안 전국 농가인구는 31.7% 감소하였으나 65세 이상 고령농가는 17.4% 증가하여 농촌에서 고령화가 빠르게 진행되고 있다는 것을 알 수 있다(김정훈, 2016). 문제는 고령화와 더불어 생활여건이 악화되고 있어 노인빈곤 및 생계문제가 시급한 정책 이슈로 부각되고 있다. 고령농가는 농지자산을 보유하고 있으나 영농이 어려워 실질가처분 농가소득은 정체 상태에 있고 최저생계 이하의 빈곤가구 비율이 높다.

OECD 국가들 중 한국노인의 빈곤율이 가장 높은데 노인 2명 중 1명이 빈곤한 생활을 하는 것으로 나타났다(OECD, 2015). 이는 OECD 평균의 4배에 이르는 수준이다. 노인 빈곤율이 높은 이유는 다양하지만 주된 원인은 공적연금이 열악하기 때문이다. OECD 국가의 노인가구 소득원은 약 70%가 공적연금이지만 우리나라는 17%에 불과하고, 농가소득이 60% 이상을 차지하고 있는 실정이다. 현행 노후보장체계 중 국민연금제도가 외형적으로 전 국민을 대상으로 하지만 이미 중장년층에 도달한 세대의 국민연금 가입기간이 길지 않아서 지급받는 실질적인 소득대체율이 너무 낮고, 고령농업인의 55%가 연금 미수급 상태이다. 그리고 연간 500만원 미만의 소득을 가진 농가(45%)를 포함하면 대부분의 농가가 빈약한 소득 및 연금혜택을 받고 있어 농촌노인의 연금수혜는 사실상 명목뿐이다. 이러한 열악한 경제적 환경이 농촌노인들의 상대적 박탈감을 심화시키고 있는 것이다. 인구 고령화의 또 다른 문제는 노인부양비가 사회적 부담으로 작용할 것이라는 점이다. 노인부양비율을 살펴보면 2015년에는 100명당 18명이었으나 2060년에는 동 비율의 4.5배인 81명으로 늘어날 전망이다(통계청, 2016).

노인부양과 관련된 통계적 전망은 장기적으로 노인가구의 소득안정을 위해 근본적 대책을 마련해야 한다는 것을 말해 준다. 그렇지 않으면 사회적으로 부양해야 할 젊은 세대와 부양을 받아야 할 노년층이 서로 다른 입장에서 상대적 박탈감을 느낄 수 있을 것이다. 도시노인과 달리 농촌노인은 다수가 논과 밭을 소유하고 있으므로 고령으로 영농이 어려운 농지를 유동화하여 매월 일정액을 생계비로 지급받는 농지연금제도가 있다. 따라서 이를 활성화하면 노인들이 고된 영농에서 탈피하고 안정된 노후를 보장받을 수 있다. 농지연금제도는 국가적으로 노인부양에 대한 재정 부담을 줄이고, 고령농업인은 연금을 통해 생계비나 의료비를 충당할 수 있다. 이런 측면에서 농지연금은 농촌노인의 생활안정을 도모하고 연금제도의 정착과 농가경제 활성화에 기여하는 부분이 크다고 볼 수 있다.

현재 농지를 소유하고 있는 노인은 전국에 55만여 명에 이르는데 이들 모두가 농지연금 가입 대상자라고 볼 수 있다. 실질적으로 농지연금 가입자 분포를 살펴보면 2014년에는 4천여 명이었으나 2015년에는 5,200명 정도로 30% 증가하였고, 2016년 2월까지 5,600명으로 증가 추세를 보이고 있다(농림축산식품부, 2016). 그러나 2010년에 농지연금제도가 도입되고 난 다음 5년이 지난 현재 가입비율은 증가 추세에 있으나 아직 가입비율 자체는 저조한 실정이다. 이와 같이 농촌노인들이 생활고 속에서 농지연금 가입을 기피하는 주된 이유는 농지상속 동기가 작용하기 때문이다.

농지상속을 생애주기이론 맥락에서 살펴볼 필요가 있다. 생애주기이론(life cycle theory)에 의하면 농촌노인이 영농기간 동안 더 많은 자산을 축적하는 이유는 은퇴기의 생활보장을 위해 생계비로 사용하기 위함이다. 이러한 생애주기 논리를 적용하면 영농에서 은퇴한 후의 자산은 연령 증가와 더불어 감소하고 상속동기가 영향을 미치지 않는다면 사망 시점의 자산은 0이 되어야 한다(Hurd, 1987; Modigliani, 1988). 즉 생애주기이론은 상속동기가 영향을 미치지 않는다고 가정한다. 그러나 상속 의지가 있다면 현재의 생계비를 조절하는 방식으로 작용할 것이다(Kopczuk and Lupton, 2007).

생계비와 생계박탈감이 상속동기와 관계가 있는지에 대해서는 학자들 간에 시각 차이가 있으며 이러한 차이는 두 가지 방법을 통해 검증이 가능하다. 첫째, 농지규모 및 농지가격이 상속동기에 영향을 미치지 않는다면 은퇴 후 자산은 급격히 감소하여 사망 시점에 0이 되는 것을 증명하는 것이다. 둘째, 만약 상속동기가 영향을 미친다면 자산 중에 세대 간 이전에서 차지하는 상속자산의 변화 비율을 규명해야 한다. 이 두 방법을 적용한 연구들을 비교하면 분석결과가 일치하지 않는다. 첫 번째 방법을 적용한 연구에서는 은퇴 후 자산이 급격히 하락하는 것으로 나타났는데 이는 상속동기가 자산에 영향을 미치지 않는다는 것을 말해 준다(Hurd, 1987; Austrian, 2002). 두 번째 방법을 적용한 연구에서는 은퇴 후 자산이 증가하거나 완만하게 체감하는 경향이 있는데 이는 두 가지 해석이 가능하다. 첫째, 미래에 생계비가 어느 정도 들지, 보건의료비가 어느 정도 필요할지 모르고 또 사망 시점이 불확실하기 때문이다(Shin, Chung, and Tong, 1991; Crown, 2002). 둘째, 상속동기가 영향을 미친다는 것이다.

실증적으로 생애주기 모형을 적용한 Kopczuk and Lupton(2007)의 연구에서는 전체 노인의 70%가 상속동기를 가지고 있는 것으로 파악되었다. 다른 변수의 영향력을 통제할 경우 상속동기를 가진 노인은 연간 4천불 이상의 생계비를 줄이는 것으로 나타났다. Kopczuk and Lupton은 노인들이 사망시점에 자산이 0이 아니고 남아 있는 것은 미래생활에 대한 불확실 때문이 아니라 상속동기로 인해 생계비를 줄인다는 것이다. 우리나라에서 농지상속과 인과관계가 있는 요인이 무엇인지를 규명한 연구는 별로 이루어지지 않았고 땅에 대한 애착과 상속동기를 주된 요인인 것으로 간주해 왔다. 그러나 과거와 같이 농촌을 기반으로 확대가족 속에서 공동체 생활을 하던 시절과 달리 농촌에 부부만으로 구성된 가구나 1인 가구가 증가하고 있으며 부모의 생계를 책임지는 자녀도 많지 않다. 이러한 현상은 경제발전과 더불어 지역 간, 세대 간 불평등 심화와 노인의 생계문제로 인한 박탈감 등의 사회적 과제와 맞물려 있다. 따라서 농지상속 여부를 결정하는 요인으로 생계박탈감은 반듯이 고려되어야 한다.

박탈감은 필요한 가치 또는 기대되는 가치가 결핍되었거나 부족한 상태를 의미하며 특성상 절대적 박탈과 상대적 박탈로 구분된다. 절대적 박탈은 특정 가구의 필요 수준과 현재 충족된 수준 간의 비교에서 결핍되었거나 부족한 것을 나타낸다. 따라서 절대적 박탈은 객관적 지표(빈곤선, 최저생계비 등)와 특정 가구의 소득 간의 차이로 발생하는 부족분을 나타낸다(김미곤, 2012). 그러나 상대적 박탈은 기대 가치와 성취 능력 간의 격차에 대한 열등감, 결핍 등의 감정과 정서를 반영한다(심영, 2015). 중요한 점은 절대적 박탈과 상대적 박탈 모두 결핍 정서를 야기하므로 노인가구의 경제적 복지라는 측면에서 관심을 가져야 하지만 불평등이나 열등감 정도는 절대적 박탈보다 상대적 박탈이 더 심각하다(이웅, 임란, 2014)

상대적 박탈(relative deprivation)은 개인 및 가족이 보유하고 있는 자원이 그들이 살고 있는 사회의 평균 자원과 비교되는 개념이므로 생계박탈에서는 생계비의 절대적 필요 대신 사회적 필요라는 개념이 강조된다(Walker and Smith, 2002; Walter and D’Ambrosio, 2007). 박탈은 인지하고 경험하는 생활수준과 밀접한 관련이 있다. Magrabi and Chung(1992)은 빈곤을 측정하는데 있어서 소득을 기준으로 하는 것은 불충분하므로 상대적 박탈 상태를 파악해야 하며, 생활수준 향상과 더불어 절대적 빈곤보다 상대적 박탈로 관심을 돌리는 것이 합리적이라고 주장하였다. 빈곤은 절대적 빈곤과 상대적 빈곤의 양 측면을 모두 가지고 있다. 빈곤이 결핍과 불평등 요소를 내포한다면 절대적 빈곤은 결핍에 초점을 두는 것이고 상대적 빈곤은 불평등에 초점을 두는 것이다. 각각의 초점은 장단점이 있으므로 어느 것이 옳다고 주장하기는 어렵다. 그러나 사람들이 느끼는 물질적 행복은 소득수준도 영향을 미치지만 다른 사람들과 비교한 상대적 수준에 따라 달라지므로 상대적 박탈감은 삶의 질에 중요한 영향을 미친다.

결국 노인의 경제적 복지는 물적 자원의 지배력이 아니라 물적 자원에 대한 인지와 다른 사람과 비교한 측면을 내포하고 있다. 이는 객관적 생계비에 근거한 평가는 진정한 의미에서 농촌노인의 복지수준을 반영하는데 한계가 있고, 이를 보완할 수 있는 방법이 자신의 생계수준에 대해 주관적으로 평가하는 박탈감이다. 생계박탈 개념이 중요한 이유는 현재의 수준(level)과 기대 및 욕구를 반영하는 표준(standard) 간의 격차가 결핍감을 형성하고 이로 인해 욕구불만, 소외감 등의 부정적 감정을 초래하기 때문이다(심영, 2015; Magrabi and Chung, 1992). 상대적 생계박탈감은 급격한 경제발전과 더불어 지역 간, 세대 간 불평등이 심화되면서 현대사회의 복지영역에서 그 중요성이 강조되고 있다. 따라서 생계박탈의 속성과 구조, 상속동기에 미치는 영향에 대해 이해 할 필요가 있다.

생계박탈은 필요한 가치 또는 기대되는 가치가 결핍되어 있는 상태를 반영하므로 현재 수준과 기대하는 표준간의 격차로 발생하는 욕구불만, 불평등, 소외감 등의 감정 상태를 나타낸다. 따라서 절대적 박탈은 자원 부족 및 결핍에 초점을 둔다면 상대적 박탈은 기대와 충족 간의 격차에서 비롯된 정서를 반영하므로 농지를 소유하고 있으나 영농이 어렵고 농가소득이 없어 빈곤 속에 살고 있는 농촌노인들이 주로 경험하는 정서라고 볼 수 있다.

중요한 점은 절대적 박탈과 상대적 박탈 모두 욕구불만, 불평등, 소외감 등을 야기하지만 영향력은 절대적 박탈보다 상대적 박탈이 더 심각하다(심영, 2015). 왜냐하면 욕구불만, 불평등, 소외감 등의 정서를 내포하고 있는 상대적 박탈은 불평등한 가치배분이 원인이고 사회정의가 왜곡되어 나타난 현상이라고 인식하기 때문이다. 이런 맥락에서 보면 농촌노인이 인지하는 상대적 생계박탈의 심각성은 더 클 수 있다. Pettigrew(2015)의 연구에 의하면 상대적 생계박탈감은 심리적 스트레스, 우울증, 건강 등에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

생애주기이론은 자산 축적의 주된 동기는 은퇴기의 생계를 보장하기 위함이고 상속 동기는 영향을 미치지 않는다고 가정한다. 만약 생애주기이론이 논리적으로 현상을 설명한다면 농지연금 신청여부는 상속동기와 인과관계가 없어야 하고 생계박탈감과는 관계가 있어야 한다. 본 연구에서는 이러한 추론적 관계를 실증적 검증은 통해 상속동기, 농지연금, 생계박탈감이 인과관계가 있는지의 여부를 규명한다.

본 연구의 측정도구는 설문지이며, 사회인구학적 요인, 생계박탈감, 농지가치 및 농지상속 동기, 농지연금 이용 여부 등을 반영하는 문항들로 구성되어 있다. 사회인구학적 요인에는 성별, 학력, 연령, 가족수 등이 포함되었다. 생계박탈감을 반영하는 항목은 식생활, 의생활, 주생활, 가구집기, 보건의료, 보건위생, 경조사, 문화여가, 교제 등이며 이를 통해 노인 개개인의 박탈지수를 산정하도록 구성하였다. 생계박탈감을 측정하는 문항은‘생활수준을 다른 사람과 비교하여 어떻다고 생각합니까?’이고, 척도는 5점 리커트형으로 1점은 ‘훨씬 낫다’를 5점은 ‘훨씬 못하다’를 반영한다. 농지상속, 농지연금 신청 여부, 농지연금제도에 대한 인식 등의 변수 역시 5점 척도로 구성되어 있다.

본 연구에서는 농지상속 동기, 농지연금 이용 여부, 생계박탈감 등에 대하여 5년간의 시간 간격을 두고 측정을 반복하여 시간의 변화에 따라 관계 변화가 있는지를 분석하여 현상과 관련된 추세를 알아보았다.

2010년과 2015년 자료의 동질성 여부를 검증하기 위해 조사대상가구의 일반적 특성을 교차분석과 t-test를 적용하여 알아보았다. <표 1>과 같이 성별, 학력, 연령 분포는 유의한 차이가 없었다. 이러한 결과는 두 자료의 분포가 동질적 특성을 가진다는 것을 말해 준다. 그러나 농지가치는 유의한 차이가 있는 것으로 나타났는데 그 이유는 5년 동안 농지감정 평가율이 상향 조정되어 농지가격 상승이 부분적으로 작용했기 때문이다. 일반적 특성을 구체적으로 살펴보면 성별의 경우, 남성노인보다 여성노인이 더 많아 현재 농촌의 인구분포를 잘 반영한다고 볼 수 있다. 학력은 중졸 비율이 가장 높고 그 다음이 초등졸, 고졸 등의 순이다. 농지가치는 1억 미만 비율이 가장 높았으나 상대적 비율은 2010년 자료가 더 높았다. 1억~1억5천 미만과 1억5천~2억 미만 비율은 2010년 자료가 더 높았으나 2억 이상의 비율은 2015년 자료가 더 높았다. 평균 연령은 67세~68세이며 최저 60세에서 최고 89세의 범위를 가지고 있다.

농지상속과 농지연금에 대한 인식 변화를 알아보기 위해 연도별로 비교하였다. 그 결과, 농지상속 의지는 변화가 없었으나 농지연금인식은 2010년보다 2015년이 더 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 2010년에 농지연금제도가 시행되고 5년이 경과한 다음 관련 제도에 대한 인식이 긍정적으로 변하고 있다는 것을 말해 준다. 그러나 인식 수준을 반영하는 평균은 높지 않았다. 농지상속 의지와 농지연금에 대한 인식은 성별에 따른 차이가 없으나 학력별 차이는 유의한 것으로 나타났다. 즉 학력이 높을수록 자녀에게 농지를 상속하겠다는 의지가 낮아지는 경향이 있는데 초등졸 이하 집단이 3.61로 가장 높고 대졸이 3.10으로 가장 낮았다. 농지연금에 대한 인식은 초등졸 이하 집단이 가장 높은 경향을 나타내었다. 연령은 높을수록 상속의지가 더 강한 것으로 나타났는데 80대가 3.71로 가장 높고 60대가 3.25로 가장 낮았다.

생계박탈차원을 규명하기 위해 요인분석을 적용한 결과, 2010년과 2015년 자료 모두에서 아이겐 값(eigen value)이 1 이상인 요인이 3개인 것으로 나타났다. 3개 요인은 전체 분산의 78.5%(2010년)와 72.1%(2015년)를 설명하고 각 요인의 내적일치도를 나타내는 신뢰도 계수(Cronbach α)는 모두 0.8이상으로 높았다.

농지상속에 영향을 미치는 요인을 규명하기 위해 회귀분석을 적용한 결과는 <표 5>에 나타나 있다. 독립변수 간의 다중공선성 문제를 진단하기 위해 공차한계(tolerance)와 분산팽창지수(VIF)를 검증한 결과 변수들 모두 공차한계가 0.1 이상이고 분산팽창지수도 2 이하로 산출되어 다중공선성 문제는 없는 것으로 파악되었다.

사회인구학적 요인을 비롯하여 농지상속 의지와 생계박탈차원이 농지연금 이용 여부에 어떤 영향을 미치는지 알아보기 위해 로지스틱 회귀분석(logistic regression)을 적용하였고 그 결과는 <표 6>과 같다. Nagelkerke R²가 2010년에는 0.331, 2015년에는 0.327로 나타나 농지연금 이용 여부의 결정요인을 규명하는 모형 설명력이 각각 33.1%와 32.7%라는 것을 말해 준다.