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우민 후
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1 산업노동연구 제14권제2호 2008; 1~21 1) 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 * 김유선 * 1989~91년과 2004~7년에이루어진법정근로시간단축이실근로시간과고용, 실질임금에미친영향을분석했다. 통상적인회귀분석과벡터오차수정모형을병행해서추정한결과확인된사실은다음과같다. 첫째, 법정근로시간단축으로실근로시간과월근로일수가감소했다. 법정근로시간을 10% 단축할때실근로시간은 8.0% 감소하고월근로일수는 3.0% 감소했다. 둘째, 법정근로시간단축에따른실근로시간단축은고용증가로이어졌다. 근로시간을 10% 단축할때단기적으로는고용증가폭이미미하지만, 장기적으로취업자는 8.5%, 노동자는 13.1% 증가했다. 셋째, 실근로시간단축으로시간당임금은증가했다. 즉실근로시간이 10% 단축될때시간당임금은장기적으로 13.3% 증가했다. 그러나월임금총액은유의미한영향을받지않았다. 주제어 : 법정근로시간, 실근로시간, 고용, 실질임금, 회귀분석, 벡터오차수정모형 * 이논문은한국노총중앙연구원의연구용역으로작성한 법정근로시간단축효과 를재정리한것입니다. ** 한국노동사회연구소소장 klsiyskim@hanmail.net 초고접수 심사결과 , 수정원고접수 , 게재결정

2 산업노동연구제 14 권제 2 호 I. 머리말 1980년대후반을정점으로근로시간이단축되고있다. 통계청경제활동인구조사에서취업자평균근로시간은 1988년 2,908시간을정점으로 2007년에는 2,452시간으로 456시간단축되었다. 노동부매월노동통계조사에서 10인이상사업체상용직노동자의평균근로시간은 1986년 2,852시간을정점으로 2007년에는 2,261시간으로 491시간단축되었다. 이러한실근로시간단축은지난 20년동안두차례에걸쳐이루어진법정근로시간단축에힘입은바가크다. 이것은법정근로시간과실근로시간의상관계수가 0.911로매우밀접한상관관계를맺고있는데서도알수있다. 노동자들의실근로시간과법정근로시간은 1980년대중반을정점으로감소하다가, 1989~91년노동법개정효과가소진된 1990년대에는비슷한수준을유지했고, 2000년이후다시감소하고있다 (< 그림 1> 참조 ). < 그림 1> 연간근로시간추이 ( 단위 : 시간 ) 지난 20여년동안법정근로시간단축은노동계의요구와투쟁이있었기때문에가능했다. 1989년 3월 29일노동법개정은, 1987년 7~9월노동자대투쟁직후부터노 -2-

3 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 동조합들이단체협약으로주44시간제를체결하고, 1988년노동법개정투쟁에서법제화를요구했기때문에가능했다. 2003년 8월 29일노동법개정은, 1998년 2월사회협약체결이후노동계가지속적으로주5일제를요구하고, 금융권과현대자동차등대기업에서단체협약으로주5일제를실시하는사례가늘었기때문에가능했다. 1998년 2월부터 2003년 8월까지 5년반동안, 법정근로시간단축을둘러싸고많은논란이있었다. 노동계는 법정근로시간을단축하면실근로시간이감소하여삶의질이개선되고고용을유지하고확대할수있다 며긍정적효과를강조한데비해, 재계는 법정근로시간을단축해도실근로시간단축및고용증가효과는미미하고임금비용만증가한다 며부정적효과를강조했다. 그렇지만 2003년 8월근로기준법이개정되고 2004년 7월부터법정근로시간이단계적으로단축되기시작한지만 4년이지났음에도, 법정근로시간단축이실제로어떠한영향을미쳤는지그효과를분석하고평가한연구는아직나오지않고있다. 이글은 1989~91년과 2004~7년에이루어진법정근로시간단축이노동시장즉실근로시간단축과고용증가, 실질임금인상에미친영향을실증분석하는데목적이있 < 참고 > 근로시간단축법제도변화 o 1953년 5월 10일근로기준법제정. 1일 8시간, 1주 48시간 o 1989년 3월 29일근로기준법개정. 주 48시간에서 44시간으로단축 - 1단계 (89년 3월 29일 ): 모든사업장. 주 48시간에서 46시간으로단축 - 2단계 (90년 9월 30일 ): 300인이상사업또는사업장과금융보험업. 주 46시간에서 44시간으로단축 - 3단계 (91년 9월 30일 ): 나머지모든사업또는사업장, 주 46시간에서 44시간으로단축 o 2003년 8월 29일근로기준법개정. 주 44시간에서 40시간으로단축. - 1단계 (2004년 7월 1일 ): 금융보험업, 정부투자기관, 지방공사및공단, 정부출연기관및단체, 상시 1천명이상근로자를사용하는사업또는사업장 - 2단계 (2005년 7월 1일 ): 상시 300명이상 1천명미만사업또는사업장 - 3단계 (2006년 7월 1일 ): 상시 100명이상 300명미만사업또는사업장 - 4단계 (2007년 7월 1일 ): 상시 50명이상 100명미만사업또는사업장 - 5단계 (2008년 7월 1일 ): 상시 20명이상 50명미만사업또는사업장 - 6단계 (2011년을초과하지아니하는기간이내 ): 상시 20명미만사업또는사업장, 국가및지방자치단체의기관 -3-

4 산업노동연구제 14 권제 2 호 다. 법정근로시간단축이노동자의삶의질을개선하고일자리를늘리는데과연긍정적영향을미치는지평가하고, 앞으로고용정책의일환으로실근로시간단축이나 일자리나누기 (work-sharing) 를추진할때과거의경험으로부터판단의준거를마련할필요가있기때문이다. 제2장에서는먼저국내에서이루어진선행연구들을살펴본다. 제3장에서는법정근로시간단축이실근로시간단축에미친영향을살펴보고, 제4장과제5장에서는실근로시간단축이고용과실질임금에미친영향을살펴본다. 실증분석방법은통상적인최소자승법 (OLS) 또는일반화된최소자승법 (GLS) 이외에벡터오차수정 (VEC) 모형을병행한다. II. 선행연구 외환위기이후주44시간에서주40시간으로법정근로시간단축과주5일제에대한관심이높아지면서, 1989~91년에이루어진법정근로시간단축이실근로시간과임금, 고용에미친영향을추정한연구가다수이루어졌다. 이들선행연구를살펴보면, 법정근로시간단축을앞두고이루어진노사간에논란과는달리, 정도의차이는있을지언정대부분 1989~91년에이루어진법정근로시간단축이미친영향을긍정적으로평가하고있다. 선행연구의분석결과를살펴보면다음과같다. 김유선 (2000a,b) 은 1970년 1사분기부터 2000년 1사분기까지분기별자료를사용하여 1989~91년법정근로시간단축효과를추정했다. 분석결과법정근로시간과실근로시간은정 (+) 의상관관계에있고, 법정근로시간을주4시간단축하면실근로시간은주 4.0시간 ( 월17.2시간, 연206.3시간 ) 단축된다. 실근로일수가주0.112일 ( 월0.486일, 연5.840 일 ) 밖에감소하지않은것은, 주44시간과주48시간근무제모두주6일근무가전제이고, 1991년부터법정공휴일이축소되었기때문이다. 안주엽ㆍ이규용 (2001) 은거시노동시장부분모형과 1985~99년월별자료를사용해서, 법정근로시간단축이제조업상용직노동자의임금, 근로시간, 고용에미친영향을추정했다. 실증분석결과 1989~91년법정근로시간단축으로실근로시간은주

5 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 시간또는 3.8% 감소하고, 고용은 4.7% 증가하고, 시간당임금은 13.3%, 월평균임금은 10.1% 상승했다고보고하고있다. 남성일 (2002) 은 1982년과 2000년사이분기별자료와거시경제모형을사용하여법정근로시간단축효과를분석했다. 실증분석결과실근로시간이 48시간인상태에서법정근로시간을 4시간단축하면실근로시간은 2.3시간감소하고, 명목임금은당장은 2.8% 장기적으로는최고 14% 상승하며, 취업률은통계적으로유의미하지않은 (-) 로미약하나마증가할가능성이있다고보고했다. 신관호ㆍ신동균ㆍ유경준 (2002) 은 1988년과 1997년사이경제활동인구조사와도시가계조사자료를연결하여구축한패널자료를사용하여법정근로시간단축효과를추정했다. 실증분석결과법정근로시간을 1% 단축하면실근로시간은 0.7% 감소한다. 즉법정근로시간을주44시간에서주40시간으로 9.1% 단축하면, 주당실근로시간은현행 48시간에서 6.4%(0.7*9.1) 단축된 45시간이되고, 고용량은 4.9% 증가한다. 백웅기ㆍ오완근 (2003) 은 1988년 7월부터 1992년 12월까지월별자료를사용하여법정근로시간단축효과를추정했다. 분석결과법정근로시간이 1% 단축되면실근로시간이 0.65% 감소하고, 실근로시간이 1% 감소하면취업자수가 0.29% 증가한다. 즉법정근로시간이 1% 단축되면실근로시간이 0.65% 감소하고취업자수는 0.19% 증가한다. III. 실근로시간단축에미친영향 1. 변수와자료 종속변수는주당실근로시간 ( 총근로시간, 정상근로시간, 초과근로시간 ) 과월근로일수로하되, 분산을안정화하기위해로그변환한값을사용했다. 실근로시간을연이나월이아닌주단위로한것은, 법정근로시간이주단위여서해석하기쉽다는편의상이유에서다. 설명변수는백웅기ㆍ오완근 (2003) 에따라법정근로시간과경기동행지수순환변동치를사용했고, 계절더미와시간추세를추가했다. 법정근로시간은김유선 (2000) 에따 -5-

6 산업노동연구제 14 권제 2 호 라두가지방식으로사용했다. 하나는법정근로시간로그값을설명변수로사용하는것으로, 이때는근로시간단축의탄력성을추정할수있다. 다른하나는법정근로시간이단축된시기를더미변수로사용하는것으로, 이때는 1989~91년과 2004~7년에이루어진법정근로시간단축의단계별효과를추정할수있다. 분석자료는 1980년 1사분기부터 2007년 4사분기까지분기별자료 ( 관측치 112개 ) 를사용한다. 이것은 1시계열자료의안정적연결이 1980년부터가능하고, ~91년법정근로시간단축은 3월말과 9월말, 2004~7년법정근로시간단축은매년 7월초에이루어져연간자료로는그효과를추정할수없기때문이다. 실근로시간 ( 총근로시간, 정상근로시간, 초과근로시간 ) 과월근로일수는노동부매월노동통계조사자료를사용했고, 경기동행지수순환변동치는국가통계포털의경기종합지수자료를사용했다. 2. 검정 시계열자료를분석할때는분석대상시계열자료의안정성여부를판별하는것이중요하다. ADF(Augmented Dickey-Fuller) 검정법을이용하여단위근귀무가설을검정한결과, 실근로시간 ( 총근로시간, 정상근로시간, 초과근로시간, 총근로일수 ) 과법정근로시간모두단위근을갖는불안정한시계열자료로추정되었다. 그러나경기동행지수순환변동치는안정된시계열자료로추정되었다. 1) 단위근검정에서실근로시간 ( 총근로시간, 정상근로시간, 초과근로시간, 월근로일수 ) 과법정근로시간은단위근을갖는불안정한자료로추정되므로, 각시계열의장기적인안정관계유무를살펴보기위해요한센 (Johansen) 공적분검정을수행했다. 공적분검정결과법정근로시간은총근로시간및정상근로시간과장기적으로안정적인공적분관계에있지만, 초과근로시간및근로일수와는안정적인공적분관계가성립하지않는다. 1) 경기동행지수순환변동치는절편이있는모형을채택하고, 다른변수는절편과추세가있는모형을채택했음. -6-

7 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 < 표 1> 단위근검정결과 (ADF 검정, 1980:1~2007:4) 없음절편절편 + 추세 내생시차검정 검정검정 p값내생시차 p값내생시차통계량통계량통계량 p값 총근로시간 ln(thwt) 정상근로시간 ln(rhwt) 초과근로시간 ln(ohwt) 실근로일수 ln(wdmt) 법정근로시간 ln(lawht) 순환변동치 ln(cvt) 회귀분석결과 < 표 2> 는종속변수를총근로시간 ( 모형1), 정상근로시간 ( 모형2), 초과근로시간 ( 모형 3), 월근로일수 ( 모형4) 로하고, 설명변수를법정근로시간과경기동행지수순환변동치로하여 GLS 회귀분석한결과다. 분석결과를살펴보면다음과같다. 첫째, 법정근로시간은총근로시간, 정상근로시간, 월근로일수에통계적으로유의미한정 (+) 의영향을미치고있다. 그러나초과근로시간에는유의미한영향을미치지않는다. 법정근로시간이한단위변할때탄력성은총근로시간이 *** 이고, 정상근로시간이 ***, 초과근로시간이 0.411이며, 월근로일수가 * 이다. 이것은법정근로시간이 10% 감소할때총근로시간은 8.0%, 정상근로시간은 7.4%, 월근로일수는 3.0% 감소함을말해준다. 둘째, 경기동행지수순환변동치는총근로시간, 정상근로시간, 월근로일수에미치는영향이유의미하지않다. 그러나초과근로시간에미치는영향은유의미하며, 탄력성이 *** 로매우탄력적이다. 이것은기업이초과근로시간을조절해경기변동에탄력적으로대처하고있음을말해준다. 셋째, 종속변수가총근로시간과초과근로시간일때시간추세는유의미한부 (-) 이다. 그러나정상근로시간과월근로일수일때는유의미하지않다. 이것은 ⑴ 법정근로시간을단축하지않으면정상근로시간과월근로일수가감소하지않지만, ⑵ 초과근로시간 -7-

8 산업노동연구제 14 권제 2 호 은법정근로시간단축에관계없이감소추세에있음을말해준다. < 표 2> 회귀분석결과 (1980:1~2007:4, N=112) ( 모형 1) ( 모형 2) ( 모형 3) ( 모형 4) 총근로시간 정상근로시간 초과근로시간 월근로일수 lnthw lnrhw lnohw lnwdm 상수 0.344(0.523) 0.944(0.036)* (0.004)** 1.598(0.008)** 법정근로시간 lnlawh 0.801(0.000)*** 0.743(0.000)*** 0.411(0.139) 0.301(0.018)* 동행지수순환변동치 lncv 0.112(0.093) (0.844) 1.174(0.000)*** 0.080(0.331) 2사분기더미 0.037(0.000)*** 0.036(0.000)*** 0.048(0.000)*** 0.035(0.000)*** 3사분기더미 0.022(0.000)*** 0.021(0.000)*** 0.035(0.000)*** 0.021(0.000)*** 4사분기더미 0.043(0.000)*** 0.043(0.000)*** 0.053(0.000)*** 0.042(0.000)*** 시간추세 (0.000)*** (0.584) (0.000)*** (0.180) AR(1) 0.406(0.000)*** 0.250(0.003)** 0.986(0.000)*** 0.138(0.260) AR(2) (0.345) 0.176(0.030)* AR(3) (0.582) 0.318(0.011)* AR(4) 0.048(0.654) AR(5) 0.250(0.067) AR(6) 0.186(0.076) 모형의설명력 LM test: NR 2 (p값) 1.686(0.430) 0.931(0.628) 6.989(0.136) 9.452(0.222) 주 : ( ) 안은 p값. * 는 5%, ** 는 1%, *** 는 0.1% 유의수준에서유의미 < 표 3> 은설명변수중법정근로시간을시기별단축더미변수로대체하여회귀분석한결과다. < 그림 2> 는 < 표 3> 의계수값을비율로전환해서그래프로그린것이다. 첫째, 1989~91년법정근로시간단축으로총근로시간은 6.2%, 정상근로시간은 5.3% 감소했다. 그러나초과근로시간과월근로일수는통계적으로유의미한영향을받지않았다. 둘째, 2004~7년법정근로시간단축으로총근로시간은 6.1%, 정상근로시간은 6.4%, -8-

9 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 초과근로시간은 6.0% 감소했다. 특히주5일제가확산되면서월근로일수가 8.6% 감소했다. < 표 3> 회귀분석결과 (1980:1~2007:4, N=112) ( 모형1) 총근로시간 lnthw ( 모형2) 정상근로시간 lnrhw ( 모형3) 초과근로시간 lnohw ( 모형4) 월근로일수 lnwdm 상수 3.397(0.000)*** 3.684(0.000)*** (0.076) 2.880(0.000)*** 법정근로 lawh (0.000)*** (0.000)*** (0.158) (0.911) 시간단축 lawh (0.000)*** (0.000)*** (0.017)* (0.179) 시기더미 lawh (0.000)*** (0.000)*** (0.324) (0.945) lawh (0.000)*** (0.000)*** (0.183) (0.070) lawh (0.000)*** (0.000)*** (0.065) (0.020)* lawh (0.000)*** (0.000)*** (0.048)* (0.000)*** lawh (0.000)*** (0.000)*** (0.043)* (0.000)*** 동행지수순환변동치 lncv 0.123(0.062) 0.021(0.676) 1.140(0.002)** 0.073(0.245) 2사분기더미 0.037(0.000)*** 0.035(0.000)*** 0.048(0.000)*** 0.034(0.000)*** 3사분기더미 0.023(0.000)*** 0.021(0.000)*** 0.036(0.000)*** 0.023(0.000)*** 4사분기더미 0.044(0.000)*** 0.042(0.000)*** 0.054(0.000)*** 0.042(0.000)*** 시간추세 (0.000)*** (0.097) (0.000)*** (0.028)* AR(1) 0.324(0.003)** 0.988(0.000)*** 0.089(0.503) AR(2) 0.005(0.969) 0.167(0.130) AR(3) (0.755) 0.298(0.002)** AR(4) ().253) 모형의설명력 LM test: NR 2 (p값) 1.732(0.421) 0.003(0.955) 6.434(0.266) 7.674(0.104) 주 : ( ) 안은 p값. * 는 5%, ** 는 1%, *** 는 0.1% 유의수준에서유의미 -9-

10 산업노동연구제 14 권제 2 호 < 그림 2> 시기별법정근로시간단축누적효과 ( 단위 : %) IV. 고용에미친영향 1. 변수와자료 종속변수는취업자수또는노동자수로하고, 설명변수는백웅기ㆍ오완근 (2003) 에따라근로시간과실질GDP로하되, 분산을안정화하기위해로그변환한값을사용한다. 이밖에계절더미와시간추세를추가했다. 분석자료는 1980년 1사분기부터 2007년 4사분기까지분기별자료 ( 관측치 112개 ) 를사용한다. 취업자수와노동자수는통계청경제활동인구조사에서구했고, 근로시간은노동부매월노동통계조사, 실질GDP는한국은행국민계정자료에서구했다. -10-

11 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 2. 검정 시계열자료를분석할때는자료의안정성여부를판별하는것이중요하다. ADF 검정법을이용하여단위근귀무가설을검정한결과, 취업자수와노동자수, 근로시간, 실질 GDP 모두단위근을갖는불안정한시계열자료로추정되었다. < 표 4> 단위근검정결과 (ADF 검정, 1980:1~2007:4) 없음 절편 절편 + 추세 내생검정시차통계량 p값내생검정시차통계량 p값내생검정시차통계량 p값 취업자수 ln(emp t) 노동자수 ln(lab t) 근로시간 ln(thw t) 실질GDP ln(gdpr t) 단위근검정에서취업자와노동자, 총근로시간, 실질 GDP 모두단위근을갖는불안정한자료로추정되므로, 각시계열의장기적인안정관계유무를살펴보기위해요한센공적분검정을수행했다. 자료에선형추세가있고절편과추세항이있는모형을사용했고, 내생시차는 AIC와 SC 값이가장작은것을선정했다. 요한센공적분검정결과선정된내생시차는 4이고, 공적분벡터수는 1이다. 공적분검정결과취업자또는노동자와총근로시간, 실질 GDP는장기적으로안정적인공적분관계가성립하는것으로판명되었다. 3. 회귀분석결과 < 표 5> 는종속변수를취업자또는노동자로하고, 설명변수를총근로시간과실질 GDP로하여, 이들변수를로그변환한뒤회귀분석한결과다. ( 모형1) 은종속변수가취업자일때 OLS 분석결과이고, ( 모형2) 는 ( 모형1) 에서계열상관을잡아주기위해 -11-

12 산업노동연구제 14 권제 2 호 GLS 분석한결과다. ( 모형3) 은종속변수가노동자일때 OLS 분석결과이고, ( 모형4) 는 ( 모형3) 에서계열상관을잡아주기위해 GLS 분석한결과다. ( 모형2) 와 ( 모형4) 를중심 으로분석결과를살펴보면다음과같다. 첫째, ( 모형2) 에서근로시간은취업자에게유의미한부 (-) 의영향을미친다. 계수값 즉근로시간이변할때취업자탄력성은 * 다. 이것은근로시간이 10% 감소하면 취업자수가 2.6% 증가하는것을의미한다. 둘째, ( 모형3) 에서는근로시간이노동자수에유의미한영향을미치는것으로나타 난다. 그러나 ( 모형4) 에서계열상관을잡아주면근로시간이노동자수에미치는영향 은유의미하지않다. 셋째, 실질 GDP는취업자와노동자수에유의미한영향을미친다. 실질 GDP가한 < 표 5> 회귀분석결과 (1980:1~2007:4, N=112) 취업자수 lnemp 노동자수 lnlab ( 모형1) OLS ( 모형2) GLS ( 모형3) OLS ( 모형4) GLS 상수 6.902(0.000)*** 6.163(0.000)*** 2.977(0.000)*** 5.103(0.000)*** 총근로시간 lnthw (0.012)* (0.020)* (0.001)*** (0.241) 실질GDP lngdp 0.367(0.000)*** 0.429(0.000)*** 0.807(0.000)*** 0.396(0.000)*** 2사분기더미 0.051(0.000)*** (0.000)*** (0.050)* (0.939) 3사분기더미 0.041(0.000)*** 0.024(0.215) (0.000)*** ().465) 4사분기더미 (0.025)* 0.011().610) (0.000)*** (0.006)** 시간추세 (0.060) ().142) (0.000)*** (0.978) AR(1) 0.078(0.697) 1.008(0.000)*** AR(2) 0.042(0.583) (0.630) AR(3) 0.040(0.644) (0.035)* AR(4) 0.649(0.000)*** 0.703(0.000)*** AR(5) (0.433) (0.000)*** AR(6) (0.004)** 0.026(0.811) AR(7) (0.100) 0.195(0.003)** 모형의설명력 LM test: NR 2 (p값) (0.000) (0.115) (0.000) (0.236) 주 : ( ) 안은 p값. * 는 5%, ** 는 1%, *** 는 0.1% 유의수준에서유의미 -12-

13 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 단위변할때취업자수탄력성은 *** 이고, 노동자수탄력성은 *** 이다. 즉실질 GDP가 10% 증가할때취업자는 4.3%, 노동자는 4.0% 증가한다. 4. 오차수정모형분석결과 < 표 6> 은표준화한공적분벡터계수추정치다. 종속변수가취업자일때장기탄력성은근로시간이 *** 이고, 실질 GDP는 *** 다. 종속변수가노동자일때장기탄력성은근로시간이 *** 이고, 실질 GDP는 *** 이다. 이것은 ⑴ 기업은장기적으로고용을늘려근로시간단축에대처하고, ⑵ 취업자보다노동자의고용조정이탄력적으로이루어지며, ⑶ 근로시간을 10% 단축하면취업자는 8.5%, 노동자는 13.1% 증가함을말해준다. < 표 6> 표준화한공적분벡터계수추정결과 (1980:1~2007:4, N=112) 취업자수 노동자수 취업자수 ln(emp t-1) 노동자수 ln(lab t-1) 총근로시간 ln(thw t-1) 0.854(6.036)*** 총근로시간 ln(thw t-1) 1.313(5.605)*** 실질GDP ln(gdpr t-1) ( )*** 실질GDP ln(gdpr t-1) ( )*** 0.002(4.215)*** 0.007(7.875)*** 상수 상수 주 : ( ) 안은 t값. * 는 5%, ** 는 1%, *** 는 0.1% 유의수준에서유의미 < 표 7> 은벡터오차수정모형추정결과이다. 종속변수가취업자일때오차수정항의계수값즉조정속도는 * 으로유의미한 (-) 다. 이것은장기균형수준과괴리가생겼을때조정이단기간에이루어짐을의미한다. 이에비해종속변수가노동자일때오차수정항의계수값즉조정속도는 0.008로통계적으로유의미하지않다. 이것은장기균형수준과괴리가생겨도단기간에조정이쉽게이루어지지않음을의미한다. 이밖에근로시간에대한고용의단기탄력성은, 종속변수가취업자든노동자든, 통계적으로유의미하지않다. -13-

14 산업노동연구제 14 권제 2 호 < 표 7> 벡터오차수정모형추정결과 (1980:1~2007:4, N=112) dln(emp t) dln(lab t) 오차수정계수 (-2.529)* 오차수정계수 0.008(0.128) dln(emp t-1) (-2.332)* dln(emp t-1) (-0.810) dln(emp t-2) (-2.598)* dln(emp t-2) (-0.275) dln(emp t-3) (-3.684)*** dln(emp t-3) (-2.220)* dln(emp t-4) 0.176(1.691) dln(emp t-4) 0.270(2.680)** dln(thw t-1) 0.246(1.651) dln(thw t-1) (-0.220) dln(thw t-2) 0.076(0.508) dln(thw t-2) 0.116(1.031) dln(thw t-3) (-0.065) dln(thw t-3) 0.125(1.169) dln(thw t-4) 0.103(0.753) dln(thw t-4) 0.140(1.455) dln(gdpr t-1) 0.130(1.369) dln(gdpr t-1) 0.111(1.481) dln(gdpr t-2) 0.224(2.585)* dln(gdpr t-2) 0.163(2.343)* dln(gdpr t-3) 0.321(4.104)*** dln(gdpr t-3) 0.170(2.501)* dln(gdpr t-4) 0.334(4.357)*** dln(gdpr t-4) 0.133(1.937) 상수 0.002(0.119) 상수 (-0.346) 2사분기더미 (-0.551) 2사분기더미 0.005(0.281) 3사분기더미 (-0.258) 3사분기더미 0.008(0.690) 4사분기더미 (-0.178) 4사분기더미 0.004(0.231) 모형의설명력 모형의설명력 Log likelihood Log likelihood 주 : ( ) 안은 t값. * 는 5%, ** 는 1%, *** 는 0.1% 유의수준에서유의미 V. 실근로시간단축이실질임금에미친영향 1. 변수와자료 종속변수는월임금총액또는시간당임금으로하되, 명목임금이아닌실질임금을사용한다. 설명변수는노동자수, 근로시간, 실질GDP로하되, 분산을안정화하기위해 -14-

15 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 로그변환한값을사용한다. 이밖에계절더미와시간추세를추가한다. 자료는 1980년 1사분기부터 2007년 4사분기까지분기별자료 ( 관측치 112개 ) 를사용한다. 월임금총액과근로시간은노동부매월노동통계조사에서구했고, 노동자수는통계청경제활동인구조사, 실질GDP는한국은행국민계정, 소비자물가지수는통계청물가조사자료를사용했다. 시간당임금은월임금총액을월근로시간으로나누어구했다. 2. 검정 ADF 검정법을이용하여단위근귀무가설을검정했다. 단위근검정결과월임금총액과시간당임금, 노동자수, 근로시간, 실질 GDP 모두단위근을갖는불안정한시계열자료로추정되었다. < 표 8> 단위근검정결과 (ADF 검정, 1980:1~2007:4) 없음 절편 절편 + 추세 내생검정시차통계량 p값내생검정시차통계량 p값내생검정시차통계량 p값 월임금총액 ln(twager t) 시간당임금 ln(twthr t ) 노동자수 ln(lab t) 근로시간 ln(thw t) 실질GDP ln(gdpr t ) 단위근검정에서월임금총액과시간당임금, 노동자수, 총근로시간, 실질 GDP 모두단위근을갖는불안정한자료로추정되므로, 각시계열의장기적인안정관계유무를살펴보기위해요한센공적분검정을수행했다. 자료에선형추세가있고절편과추세항이있는모형을사용했고, 내생시차는 AIC와 SC 값이가장작은것을선정했다. 요한센공적분검정결과선정된내생시차는 1이고, 공적분벡터수는 2다. 공적분검정결과월임금총액또는시간당임금과노동자수, 총근로시간, 실질 GDP는장기적으로안정적인공적분관계가성립한다. -15-

16 산업노동연구제 14 권제 2 호 3. 회귀분석결과 < 표 9> 는종속변수를월임금총액또는시간당임금으로하고, 설명변수를노동자수, 총근로시간, 실질 GDP로하여, 이들변수를로그변환한뒤회귀분석한결과다. ( 모형1) 은종속변수가월임금총액일때 OLS 분석결과이고, ( 모형2) 는 ( 모형1) 의계열상관을잡아주기위해 GLS 분석한결과다. ( 모형3) 은종속변수가시간당임금일때 OLS 분석결과이고, ( 모형4) 는 ( 모형3) 의계열상관을잡아주기위해 GLS 분석한결과다. ( 모형2) 와 ( 모형4) 를중심으로분석결과를살펴보면다음과같다. 첫째, 실질 GDP와근로시간을통제한상태에서고용이한단위증가할때임금탄력성은시간당임금과월임금총액모두 *** 다. 이것은고용이 10% 증가할때 < 표 9> 시계열분석결과 (1980:1~2007:4, N=112) 월임금총액 lntwager 시간당임금 lntwthr ( 모형1) OLS ( 모형2) GLS ( 모형3) OLS ( 모형4) GLS 상수 6.899(0.000)*** 5.574(0.000)*** 5.431(0.003)** 4.105(0.003)** 노동자수 lnlab 0.333(0.015)* 0.609(0.000)*** 0.333(0.015)* 0.609(0.000)*** 총근로시간 lnthw (0.069) (0.196) (0.000)*** (0.000)*** 실질GDP lngdp 0.553(0.000)*** 0.289(0.002)** 0.553(0.000)*** 0.289(0.002)** 2사분기더미 (0.007)** (0.000)*** (0.007)** (0.000)*** 3사분기더미 0.012(0.388) 0.022(0.099) 0.012(0.388) 0.022(0.099) 4사분기더미 (0.173) 0.001(0.959) (0.173) 0.001(0.959) 시간추세 0.002(0.225) 0.004(0.002)** 0.002(0.225) 0.004(0.002)** AR(1) 0.589(0.000)*** 0.589(0.000)*** AR(2) (0.764) (0.764) AR(3) 0.294(0.003)** 0.294(0.003)** AR(4) 0.207(0.062) 0.207(0.062) AR(5) (0.003)** (0.003)** 모형의설명력 LM test: NR 2 (p값) (0.000) 4.104(0.663) (0.000) 4.104(0.663) 주 : ( ) 안은 p값. * 는 5%, ** 는 1%, *** 는 0.1% 유의수준에서유의미 -16-

17 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 임금은 6.1% 증가함을의미한다. 둘째, 근로시간단축은월임금총액에유의미한영향을미치지않았다. 그러나시간당임금에는유의미한영향을미쳤다. 종속변수가월임금총액인 ( 모형2) 에서근로시간계수값은 로유의미하지않지만, 종속변수가시간당임금인 ( 모형4) 에서근로시간계수값은 *** 로탄력적이다. 이것은근로시간이 10% 감소할때월임금총액은유의미한영향을받지않지만, 시간당임금은 12.1% 증가함을의미한다. 셋째, 고용 ( 취업자또는노동자 ) 과근로시간을통제한상태에서실질GDP가한단위증가할때임금탄력성은, 시간당임금과월임금총액모두 ** 다. 이것은실질 GDP가 10% 증가할때임금은 2.9% 증가함을의미한다. 4. 오차수정모형분석결과 단위근검정에서월임금총액과시간당임금, 노동자수, 총근로시간, 실질 GDP 모두단위근을갖는불안정한자료로추정되므로, 각시계열의장기적인안정관계유무를살펴보기위해요한센공적분검정을수행했다. 자료에선형추세가있고절편과추 < 표 10> 표준화한공적분벡터계수추정결과 (1980:1~2007:4, N=112) 월임금총액 시간당임금 임금 고용 임금 고용 월임금총액시간당임금 ln(twager t-1) ln(twthr t-1) 노동자수노동자수 ln(lab t-1) ln(lab t-1) 총근로시간 ln(thw t-1 ) (1.091) 1.532*** (7.735) 총근로시간 ln(thw t-1 ) 1.333*** (4.369) 1.532*** (7.735) 실질GDP ln(gdpr t-1) *** ( ) *** ( ) 실질GDP ln(gdpr t-1) *** ( ) *** ( ) (1.910) 0.007*** (8.661) (1.910) 0.007*** (8.661) 상수 상수 주 : ( ) 안은 t값. * 는 5%, ** 는 1%, *** 는 0.1% 유의수준에서유의미 -17-

18 산업노동연구제 14 권제 2 호 세항이있는모형을사용했고, 내생시차는 AIC와 SC 값이가장작은것을선정했다. 요한센공적분검정결과선정된내생시차는 1이고, 공적분벡터수는 2다. 공적분검정결과월임금총액또는시간당임금과노동자수, 총근로시간, 실질 GDP는장기적으로안정적인공적분관계에있다. < 표 10> 은표준화한공적분벡터계수추정치다. 종속변수가월임금총액일때장 < 표 11> 벡터오차수정모형추정결과 (1980:1~2007:4, N=112) 월임금총액 시간당임금 임금 dln(twager t ) 고용 dln(lab t ) 임금 dln(twathr t ) 고용 dln(lab t ) 오차수정계수 ( 임금 ) *** (-3.392) (-1.833) 오차수정계수 ( 임금 ) * (-2.540) (-1.833) 오차수정계수 ( 고용 ) (1.810) (-0.379) 오차수정계수 ( 고용 ) 0.405*** (4.782) (-0.379) 월임금총액 dln(twager t-1 ) (0.842) 0.182** (2.737) 시간당임금 dln(twthr t-1 ) (-1.187) 0.182** (2.737) 노동자수 dln(lab t-1) (1.650) (-0.699) 노동자수 dln(lab t-1) (-0.032) (-0.699) 총근로시간 dln(thw t-1) (0.348) (0.791) 총근로시간 dln(thw t-1) (0.358) (1.913) 실질GDP dln(gdpr t-1 ) *** (-4.460) (-1.802) 실질GDP dln(gdpr t-1 ) (-1.783) (-1.802) 상수 * 상수 (-1.984) (-1.751) (1.779) (-1.751) 2사분기더미 *** ** 0.050** 2사분기더미 (-0.878) (3.260) (-2.964) (3.260) 3사분기더미 0.109*** 0.018** 0.060*** 0.018** 3사분기더미 (11.284) (2.750) (5.364) (2.750) 4사분기더미 0.053*** 사분기더미 (3.774) (1.536) (0.280) (1.536) 모형의설명력 모형의설명력 Log likelihood Log likelihood 주 : ( ) 안은 t값. * 는 5%, ** 는 1%, *** 는 0.1% 유의수준에서유의미 -18-

19 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 기탄력성은근로시간이 이고, 실질 GDP는 *** 다. 종속변수가시간당임금일때장기탄력성은근로시간이 *** 이고, 실질 GDP는 *** 다. 이것은 ⑴ 근로시간단축으로시간당임금은유의미하게인상되었으나월임금총액은유의미한영향을받지않았고, ⑵ 시간당임금은근로시간에대한장기탄력성이 *** 으로탄력적이고, ⑶ 경제성장에따른임금인상효과는 *** 로 1에근접함을말해준다. < 표 11> 은벡터오차수정모형추정결과다. 종속변수가월임금총액일때는오차수정항의계수값이 *** 이고, 종속변수가시간당임금일때는 * 이다. 이것은장기균형수준과괴리가생겼을때조정이단기간에이루어짐을말해준다. 근로시간에대한임금의단기탄력성은, 종속변수가월임금총액이든시간당임금이든, 유의미하지않다. VI. 맺는말 이글은 1989~91년과 2004~7년에이루어진법정근로시간단축이실근로시간과고용, 실질임금에미친영향을분석했다. 통상적인회귀분석이외에벡터오차수정모형을사용해서장단기탄력성을추정한결과확인된사실은다음과같다. 첫째, 법정근로시간단축으로실근로시간과월근로일수가감소했다. 회귀분석결과법정근로시간에대한탄력성이총근로시간 ***, 정상근로시간 ***, 초과근로시간 0.411, 월근로일수 * 이다. 법정근로시간을 10% 단축할때총근로시간은 8.0%, 정상근로시간은 7.4%, 월근로일수는 3.0% 감소했다. 둘째, 1989~91년법정근로시간단축으로총근로시간은 6.2%, 정상근로시간은 5.3% < 표 12> 법정근로시간단축이실근로시간단축에미친영향 ( 회귀분석 ) 탄력성 시기별단축효과 1989~91년 2004~7년합계 총근로시간 0.801*** -6.2% -6.1% -12.3% 정상근로시간 0.743*** -5.3% -6.4% -11.7% 초과근로시간 % -6.0% -8.1% 월근로일수 0.301* -0.1% -8.6% -8.7% -19-

20 산업노동연구제 14 권제 2 호 감소했다. 2004~7년법정근로시간단축으로총근로시간은 6.1%, 정상근로시간은 6.4%, 초과근로시간은 6.0%, 월근로일수는 8.6% 감소했다. 법정근로시간단축에따른실근로시간단축효과를종합하면, 총근로시간은 12.3%, 정상근로시간은 11.7%, 초과근로시간은 8.1%, 월근로일수는 8.7% 감소했다. 셋째, 법정근로시간단축에따른실근로시간단축은고용증가로이어졌다. 회귀분석결과근로시간에대한고용탄력성은취업자가 * 이고, 노동자가 다. 그렇지만오차수정모형을사용해서추정한장기탄력성은취업자가 *** 이고, 노동자가 *** 이다. 근로시간을 10% 단축할때단기적으로는고용증가폭이미미하지만, 장기적으로취업자는 8.5%, 노동자는 13.1% 고용이증가했다. < 표 13> 근로시간단축이고용에미친영향 회귀분석 오차수정모형 탄력성 장기탄력성 조정속도 단기탄력성 취업자 * *** * 노동자 *** 넷째, 실근로시간단축으로시간당임금이증가했다. 그러나월임금총액은유의미한영향을받지않았다. 회귀분석결과근로시간에대한임금탄력성은월임금총액이 이고, 시간당임금이 *** 이다. 오차수정모형을사용해서추정한장기탄력성은월임금총액이 이고시간당임금이 *** 이다. 근로시간을 10% 단축할때시간당임금은 12.1~13.3% 증가했지만, 월임금총액은유의미한영향을받지않았다. < 표 14> 근로시간단축이실질임금에미친영향 ( 노동자 ) 회귀분석 오차수정모형 탄력성 장기탄력성 조정속도 단기탄력성 월임금총액 *** 시간당임금 *** *** * 이상을종합하면다음과같다. 법정근로시간단축으로실근로시간과근로일수가 감소했다. 실근로시간단축은월임금총액에유의미한영향을미치지않았다. 그러나 -20-

21 법정근로시간단축이실근로시간, 고용, 실질임금에미친영향 시간당임금이인상되고고용이증가했다. 따라서법정근로시간단축은노동자의삶의질을개선하고일자리를늘리는데긍정적영향을미쳤다고결론지을수있다. 참고문헌 김유선. 2000a. 법정근로시간단축의효과분석. 노사정위원회연구용역보고서. ( 2000b. 법정근로시간단축의실근로시간단축효과. 분기별노동동향분석. 13(3). 한국노동연구원. 남성일 법정근로시간단축의거시경제효과분석. 노동경제논집. 25(2). 한국노동경제학회. 백웅기ㆍ오완근 법정근로시간단축에따른생산효과의단기분석. 경제학연구. 50(4): 신관호ㆍ신동균ㆍ유경준 법정근로시간단축의경제적효과. 노동경제논집. 25(3). 노동경제학회. 안주엽ㆍ이규용 법정근로시간단축의노동시장효과 : 제조업을중심으로. 분기별노동동향분석. 14(1). 한국노동연구원. -21-

동아시아국가들의실질환율, 순수출및 경제성장간의상호관계비교연구 : 시계열및패널자료인과관계분석

동아시아국가들의실질환율, 순수출및 경제성장간의상호관계비교연구 : 시계열및패널자료인과관계분석 목차 I. 서론 II. 동아시아각국의무역수지, 실질실효환율및 GDP간의관계 III. 패널데이터를이용한 Granger인과관계분석 IV. 개별국실증분석모형및 TYDL을이용한 Granger 인과관계분석 V. 결론 참고문헌 I. 서론 - 1 - - 2 - - 3 - - 4