<C7D1B1B9C0C720C0D3B1DDB0DDC2F720C1B6C6C7C6C4C0CF28B1E8C1D6BFB5292E687770>

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1 한국의임금격차 김주영 조동훈 이번송 조준모 이인재

2 책머리에부쳐 한국사회의임금격차에대한관심은그동안노동현안의중심주제로서꾸준히지속되어왔는데최근에는사회적그관심이더욱증폭되고있다. 대표적으로수도권의규제완화와연관된지역별임금격차의문제나비정규직보호법개정과관련한정규직비정규직간의임금격차문제, 적극적고용개선조치의시행과관련한노동시장에서의성별격차와관련한문제등이그것이다. 그러나이런사회적인논란에도불구하고이와관련된실증연구가미흡할뿐만아니라기본적인이해도단편적이고협소한경우가많다. 본연구는최근에특히이슈가되고있는한국노동시장의임금격차의여러측면을중심으로그격차의크기와원인을실증적으로분석하고나아가이에기초하여관련된정책적함의를모색하고있다. 본연구에서는모두 한국노동패널 자료를이용하였는데패널자료의특징을이용하여관측되지않은관련특성을통제하여분석하거나혹은자세한위치자료나그밖의본자료가가진이점을살려서분석을하고자하였다. 그러나또한패널자료로서의샘플의크기의한계가존재하는등의아쉬움이있으므로본연구의사회적중요성으로볼때다양한자료를통한새로운접근이앞으로필요하다고본다. 본연구는다양한접근법으로임금격차의여러측면 기업규모간격차, 공식 / 비공식부문간격차, 지역간격차, 정규 / 비정규부문간격차, 성별격차 을분석하였는데특히고정효과모델을이용한장 ( 章 ) 들 기업규모간격차, 공식 / 비공식부문간격차, 정규 / 비정규부문간격차 에

3 서나온결과를보면횡단면분석을통한추정치와비교하여관련된임금격차는여전히남아있지만그격차의폭이감소하는것으로드러나임금격차의추정에있어서선택편의의문제와관측되지않은속성의통제에대한중요성을보여주었다. 그러나이런분석의경우고정효과만으로선택성이나내생성의문제를모두해결한다고보기힘들고또한이로인한샘플의크기감소가중요한문제로나타나결과의해석에있어서각별한주의가요망된다. 또한흥미로운결과들이지역간격차와성별격차의장 ( 章 ) 들에서도나왔는데지역간격차에서는지역균형개발을위해서는대도시에서누릴수있는소비의다양성을포기하는데따른보상적인고임금과소비의다양성의지역적격차를줄일수있는정책적조치가필요하다는결론을얻었고, 성별격차에서는인적요소의변화뿐만아니라임금구조의변화가또한성별임금격차에미치는영향이중요하다는것과고소득직종과저소득직종에서의성별격차의문제가서로차이가있을수있음을보였다. 의미있는연구결과를도출한연구진에게감사를드리며, 책이출판되기까지애써준출판팀과통계분석을도와준 R.A. 김보례양, 원고정리를도와준김성심연구조원, 그리고보고서의질을높이는데기여해주신원내외의검토자여러분께도심심한사의를표한다. 마지막으로본연구보고서에수록된내용은저자들의개인적인견해로 서본원의공식적인입장이아님을밝혀둔다 년 11 월 한국노동연구원 원장박기성

4 목차 요약 ⅰ 제 1 장서론 1 제 1 절연구의필요성및목적 1 제 2 절연구의구성 2 제2장기업규모와임금격차 5 제1절서론 5 1. 문제제기 5 2. 기존연구 7 제2절기업체규모간근로자의인적특성비교 자료 기업체규모별인적특성비교 기업체규모별임금, 근로시간및산업별분포현황 대기업종사결정요인분석 18 제3절기업체규모임금효과 횡단면분석 기업체규모임금효과 : 패널분석 중소기업과대기업임금결정체계비교 32 제4절요약및정책방향 35 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 38 제 1 절연구의필요성및목적 38

5 제2절자료 39 제3절연구방법및변수들 44 제4절지역적임금격차에대한 1차분석 49 제5절회귀분석결과 57 제6절종사자의특성그룹별회귀분석결과 68 제7절결론, 정책적함의그리고연구의한계 77 제4장공식부문과비공식부문임금격차분석 84 제1절서론 84 제2절공식부문과비공식부문의기준 86 제3절공식부문과비공식부문간특성비교 자료 공식 / 비공식부문간인적특성비교 공식 / 비공식부문간직장특성비교 비공식부문결정요인 107 제4절공식 / 비공식임금격차분석 횡단면분석 패널분석 공식부문과비공식부문임금결정체계비교 116 제5절요약및정책방향 118 제5장성별임금격차의분석 121 제1절연구의필요성및목적 121 제2절관련연구 123 제3절성별임금격차의현황 대푯값으로본성별임금격차 127

6 2. 성별임금격차의국제비교 : OECD 국가를중심으로 130 제4절데이터및기초통계량분석 데이터 기초통계량분석 135 제5절격차의분석 전통적성별임금격차분해 : Oaxaca-Blinder 분해법 시간변화에따른격차의분해 : Juhn-Murphy-Pierce 분해법 직종분리와임금격차 157 제6절격차의감소노력 : 외국의사례및정책제언 외국의사례 정책제언 172 제7절요약및결론 175 < 부록 1> 181 < 부록 2> 195 제6장정규직과비정규직임금격차 197 제1절문제제기 197 제2절기존연구의검토 199 제3절자료와기술통계 자료 기초통계 205 제4절정규직과비정규직의임금격차 추정모형 추정결과 211 제5절정규직과비정규직임금격차의분석 성별분석 노동조합 기업규모 230

7 제 6 절결론및정책적시사점 235 제 7 장맺음말 238 참고문헌 248

8 표목차 < 표 2-1> 기업체규모별분포 12 < 표 2-2> 기업규모와노조기업분포 13 < 표 2-3> 기업체규모별인적특성 14 < 표 2-4> 기업체규모별교육수준분포 15 < 표 2-5> 기업체규모별상위30개대학졸업자비율 17 < 표 2-6> 기업체규모별임금수준및근로시간 17 < 표 2-7> 기업체규모별산업분포 18 < 표 2-8> 대기업종사결정요인분석 21 < 표 2-9> 기업체규모임금효과추정식 : 산업세분류통제 23 < 표 2-10> 기업체규모임금효과추정식 : 출신대학교통제 24 < 표 2-11> 기업체규모임금효과추정식 : 횡단면분석대패널분석 28 < 표 2-12> 기업체규모고정효과모델추정식 : 산업세분류통제 30 < 표 2-13> 기업체규모임금효과추정식 31 < 표 2-14> 기업체규모별임금결정식 3 < 표 2-15> Chow-Test 통계량비교 34 < 표 3-1> 성별평균월급 41 < 표 3-2> 교육수준별평균월급 41 < 표 3-3> 직장소재지별평균월급 42 < 표 3-4> 사업체규모별평균월급 42 < 표 3-5> 직장에노동조합유무별평균월급 42 < 표 3-6> 부모학력별평균월급 43 < 표 3-7> 산업별평균월급 43 < 표 3-8> 직업별평균월급 4 < 표 3-9> 변수들에대한정의, 평균그리고표준편차 50

9 < 표 3-10> 최상위월급 10개시군구와최하위월급 10개시군구 52 < 표 3-11> 광역시 도별월급격차 53 < 표 3-12> 성별, 결혼, 교육수준, 직업및산업별지역간평균종사자월급의차이 54 < 표 3-13> 시군구의평균종사자월급을종속변수로사용한단순상관분석 57 < 표 3-14> 종사자월급을종속변수로한첫단계회귀분석 : 식 1의추정 58 < 표 3-15> 종사자월급을종속변수로한첫단계회귀분석 : 식 1의추정 62 < 표 3-16> 종사자월급을종속변수로한첫단계회귀분석 : 식 1의추정, Herfin-dahl 경쟁지수를구에대한구분없이서울시 광역시단위로산출 63 < 표 3-17> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수들의계수를종속변수로하는식 2의추정 65 < 표 3-18a> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수들의계수를종속변수로하는식 2의추정 - 남성 71 < 표 3-18b> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수들의계수를종속변수로하는식 2의추정 - 여성 72 < 표 3-19> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수들의계수를종속변수로하는식 2의추정 - 학력 73 < 표 3-20> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수들의계수를종속변수로하는식 2의추정 - 사업체규모 74 < 표 3-21> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수들의계수를종속변수로하는식 2의추정 - 직업 75

10 < 표 3-22> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된 시군구더미변수들의계수를종속변수로하는식 2 의 추정 - 산업 76 < 표 4-1> 각국가별비공식부문의비율 8 < 표 4-2> 비공식경제활동의분류 91 < 표 4-3> 주요연구별법적측면의비공식부문정의기준 ( 선진국대상 ) 92 < 표 4-4> 주요연구별법적측면의비공식부문정의기준 ( 개발도상국대상 ) 93 < 표 4-5> 주요연구별경제적측면의비공식부문정의기준 ( 선진국대상 ) 94 < 표 4-6> 주요연구별경제적측면의비공식부문정의기준 ( 개발도상국대상 ) 95 < 표 4-7> 주요연구별경제적측면의비공식부문정의기준 ( 선진국대상 ) 96 < 표 4-8> 주요연구별경제적측면의비공식부문정의기준 ( 개발도상국대상 ) 97 < 표 4-9> 공식 / 비공식부문분포 9 < 표 4-10> 공식 / 비공식부문간인적특성 100 < 표 4-11> 공식 / 비공식부문간학력분포 ( 종합 =100) 101 < 표 4-12> 공식 / 비공식부문간학력분포 ( 횡합 =100) 101 < 표 4-13> 기업체규모별분포 ( 종합 =100) 102 < 표 4-14> 기업체규모별분포 ( 횡합 =100) 102 < 표 4-15> 공식 / 비공식부문간노조기업비율 ( 종합 =100) 103 < 표 4-16> 공식 / 비공식부문간노조기업비율 ( 횡합 =100) 104 < 표 4-17> 공식 / 비공식부문간임금및근로시간 104 < 표 4-18> 공식 / 비공식부문간산업분포 ( 종합 =100) 105 < 표 4-19> 공식 / 비공식부문간산업분포 ( 횡합 =100) 105 < 표 4-20> 공식 / 비공식부문간직종분포 ( 종합 =100) 106

11 < 표 4-21> 공식 / 비공식부문간직종분포 ( 횡합 =100) 107 < 표 4-22> 비공식부문결정요인분석 108 < 표 4-23> 공식 / 비공식부문임금효과추정식 110 < 표 4-24> 공식 / 비공식임금효과추정식 : 횡단면분석 vs. 패널분석 113 < 표 4-25> 공식 / 비공식부문임금효과추정식 114 < 표 4-26> 공식부문과비공식부문임금결정식 116 < 표 5-1> 성별임금격차에대한최근의연구 126 < 표 5-2> 남성대비여성의월급여액수준 127 < 표 5-3> 남성대비여성의표준편차비율 :3년평균 130 < 표 5-4> 남녀의개인특성 136 < 표 5-5> 연도별남녀월소득 ( 자영업제외 ) 139 < 표 5-6> 연도별남녀월소득 ( 자영업포함 ) 139 < 표 5-7> 연도별남녀시간당임금 ( 자영업제외 ) 140 < 표 5-8> 남성대비여성의소득비율 ( 시간당임금기준 ) 140 < 표 5-9> Oaxaca-Blinder 방법을이용한연도별성별임금격차의변화 144 < 표 5-10> Oaxaca-Blinder 분해법을이용한성별임금격차의분석 : 외국의경우 146 < 표 5-11> Juhn-Murphy-Pierce 방법 : 1998~2006년 150 < 표 5-12> 시간에따른변화분석 151 < 표 5-13> Juhn-Murphy-Pierce 방법 : 2003~2006년 152 < 표 5-14> 시간에따른변화분석 152 < 표 5-15> 임금관련주요인적자본변수들의영향 153 < 표 5-16> 직종구분 160 < 표 5-17> 남녀의직종구성 161 < 표 5-18> 직종별주요임금함수변수의남녀비교 162 < 표 5-19> 성별직종선택확률의실제와모델을통한예측 165 < 표 5-20> 직종선택확률의분해 165 < 표 5-21> 성별임금격차의분해 167

12 < 표 5-22> 동일임금정책 (Equal Pay Policies) 171 < 표 5-23> 고용평등정책 (Equal Opportunities Policies) 171 < 표 5-24> 정보의수집확산및인식의제고와관련된정책 172 < 부표 5-1> 연도별임금방정식의추정결과 181 < 부표 5-2> 변수에대한설명 190 < 부표 5-3> 참여방정식의변수설명 191 < 부표 5-4> 다항로짓모델의변수설명 191 < 부표 5-5> 다항로짓모델의추정 192 < 부표 5-6> 직종별 OLS 193 < 표 6-1> 기초통계 206 < 표 6-2> 정규직지위에영향을미치는요인 209 < 표 6-3> 정규직임금프리미엄 : OLS 212 < 표 6-4> 정규직임금프리미엄 : 고정효과모형 (fixed effect model) 215 < 표 6-5> 남성정규직임금프리미엄 : OLS 218 < 표 6-6> 여성정규직임금프리미엄 : OLS 219 < 표 6-7> 남성정규직임금프리미엄 : 고정효과모형 220 < 표 6-8> 여성정규직임금프리미엄 : 고정효과모형 221 < 표 6-9> 유노조기업에서의정규직임금프리미엄 : OLS 224 < 표 6-10> 무노조기업에서의정규직임금프리미엄 : OLS 225 < 표 6-11> 유노조기업에서의정규직임금프리미엄 : 고정효과모형 226 < 표 6-12> 무노조기업에서의정규직임금프리미엄 : 고정효과모형 227 < 표 6-13> 비정규직의임금에노조가미치는효과 : OLS 228 < 표 6-14> 비정규직의임금에노조가미치는효과 : 고정효과모형 229 < 표 6-15> 기업규모별정규직과비정규직의임금격차 : OLS 232

13 < 표 6-16> 기업규모별정규직과비정규직의임금격차 : 고정효과모형 233 < 표 6-17> 300 이상기업의비정규직에대한소규모기업정규직의임금프리미엄 : OLS 234 < 표 6-18> 300 이상기업의비정규직에대한소규모기업정규직의임금프리미엄 : 고정효과모형 235

14 그림목차 [ 그림 2-1] 규모별임금격차변동추이 6 [ 그림 5-1] 독일의남녀시간당임금분포 129 [ 그림 5-2] 한국의남녀의시간당임금분포 129 [ 그림 5-3] 남녀임금격차의국제비교 : 1980~2005년 131 [ 그림 5-4] 남녀임금격차의국제비교 132 [ 그림 5-5] 성별시간당임금격차분석 144 [ 그림 5-6] 성별직종구성의변화 : 2003~2006년 154

15 요약 ⅰ 요약 이연구는지금까지의기존의임금격차에관한연구가세부주제별로단편적으로논의가진행되어온경향을극복하고또아직은충분한논의가진행되지못한임금격차와관련된영역의연구의보강을통해서한국사회의임금격차에관한다양한측면을함께살펴보고한국노동시장의임금격차에대한보다심층적이고종합적인이해를돕고노동시장정책의시사점을도출해보고자의도하였다. 이에본연구에서는임금의격차를기업규모에따른격차, 지역별격차, 공식과비공식부문간의격차, 성별격차, 정규직과비정규직간의격차라는측면에서한국노동시장의임금격차의모습을다각도로살펴보고자하였다. 기업규모와임금격차 이장에서는근로자의동일한인적자본에대하여노동시장에서의보상이기업체규모에따라어떻게다르게나타나는지를고정효과 (fixed effect) 모델을이용하여비교분석해보았는데분석결과를살펴보면다음과같다. 10인미만기업체를기준으로했을경우 10~29인 5.1%, 30~99인 5.5%, 100~299인 8.0%, 300~999인 7.1%, 그리고 1,000인이상 8.8% 의임금상승효과가나타나기업규모에따라서상당한정도의임금격차가존재하는것으로나타났다. 또한근로자의동일한인적자본에대하여노동시장에서의보상이기업체규모에따라다르게나타나는지를알아보기위해기업체규모별로임금방정식을추정한결과관측되는근로자의특성에따른노동시장에서보상이기업규모간상이하게나타났다. 기업규모

16 ⅱ 한국의임금격차 가커질수록교육과근속년수에서의보상이증가하였고성별임금격차는줄어드는것으로나타나가격차별로인한임금격차가가속화되는이중노동시장의특성을보여주고있다. 영세소기업의경우적은자본으로근로자의생산성의저하와이로인한저임금, 이는결국생산성이낮은근로자의유입을촉진하는악순환이전개되는것으로보인다. 따라서영세소기업의경우자신들이특화할수있는전문성을확대하고이로인한생산성의증가를통한임금상승을유도하는것이바람직하다. 중소기업의경우에도선별적으로유망한중소기업에금융지원을통하여그들이기술개발을통하여생산성을증가시키도록유도해야될것이다. 이는능력이높은개인이중소기업에진입할수있는계기를주게것이다. 또한고학력을소유한개인이중소기업에종사하도록유도하여자연스럽게중소기업종사자의임금이올라가도록하는시장친화적인정책이필요하다. 이런정책에는학교나지역에서중소기업과연계된직장구직 (Job-Seeking) 프로그램을활성화하여대학을졸업한인력이중소기업을회피하지않도록하는정책이필요하다. 궁극적으로는노동시장에서개인이속한기업체에따라임금이결정되는것이아니라개인의성과에따라임금이결정되는체계로의전환이필요하다. 근로자의생산성을초과하는고임금이나생산성을하회하는저임금모두노동시장의효율성을저하시키는요인이다. 따라서장기적으로는개인의임금수준이개인의노동생산성에연동되도록하는전반적인임금체계의변화가필요하다. 지역별임금격차의원인분석 이장에서는지역별임금격차와관련하여그결정요인을분석하 였다. 결정요인은개인의인적자본의차이, 지역의부존자원의차이, 집적의경제 (agglomeration economies) 로인한차이로나눌수있

17 요약 ⅲ 는데집적의경제는다시도시의전체시장규모및다양성에서얻어지는이득인도시화경제 (urbanization economies) 와개별산업의지역적집중에서얻어지는생산성이득인지역화경제 (localization economies) 로나누어진다. 효과를분석하기위하여 2단계로추정하였다. 먼저로그임금에대한추정식을사용하고두번째단계에서는앞선나온추정계수중에서지역더미변수의추정계수를설명변수로하여추정하였다. 로그임금을종속변수로하는첫단계식의회귀분석에서는개인별인적속성인교육수준, 교육의질, 경험, 연령, 결혼여부, 종사업체의노조의존재여부, 부모의교육, 정규직여부, 종사업체의규모및직종등을포함함으로써통제를하고난뒤에지역화경제를나타내는절대적산업집중지수와상대적산업집중지수변수가모든경우에유의한양의효과를가지므로종사자가근무하는업체가속한산업이집중되어있는지역에서근무하는종사자는유의하게높은임금을받는다고해석한다. 도시자체의특수한성격을나타내는시군구더미의추정계수를종속변수로하는두번째단계의추정식에서는지역의부존환경을나타내는변수들, 즉지역의평균교육수준, 재정자립도, 사업서비스업비율, 그리고도로연장률의변수들은양의효과를가지나통계적으로유의하지못하였다. 도시화경제를나타내는변수들중 Herfindahl 도시화경제지수와 Ellison-Glaeser 도시화경제지수변수는유의한양의효과를보였다. 두지수모두그지역의비다양성의크기를나타내므로양의값을나타냄은우리나라에서는산업구조가다양한지역보다집중된지역의지역임금이더높음을나타낸다. 도시화경제를반영하는다른두변수, 즉면적당종사자수와지역종사자수변수들이양의효과를가지나통계적으로유의하지못하였다. 우리나라의경우지역의산업구조가다양한것은지식의 cross fertilization을유발하여해당지역에소재하는업체의생산성을높

18 ⅳ 한국의임금격차 이는것이사실이나이것이임금의상승으로연결되지않는것으로보인다. 대도시지역에서산업구조가다양한것은다양한소비재와서비스가, 특히우수한자녀교육서비스가부여되고있음을의미하는데이와같은삶의질의향상에따른보상임금으로낮은임금을종사자가수용할용의가있음을알수있다. 이와같은해석은 1차적자료분석에서관찰된사실인부산, 대구, 인천, 대전및광주의광역도시들의평균임금이왜다른지역에비해낮은가를또한설명해주는것같다. 우리나라의경우아직도대도시에서만다양한소비재와서비스특히양질의교육서비스를향유할수있으므로대도시거주자는낮은보상임금을수용하고따라서대도시에소재하는업체는다양성으로인해생산성이높음에도불구하고종사자가소비의다양성으로삶의질이향상되는것의보상으로낮은임금을수용할용의가있으므로높은임금을지불할유인이생기지않는다. 이는업체가대도시에입지할유인이매우강함을보여준다. 반면에소도시에입지하면다양성의결손으로인해생산성이낮음에도불구하고삶의질이낮으므로높은임금을지불하지않으면종사자를유인하는데어려움이있다. 따라서대도시에서기업입지를억제하고소도시에업체의입지를권장하는정부의오랜정책은정당성이있다고하겠다. 정부의정책은해당산업이집중되어있는소도시에이산업에속한업체의입지를권장하고대기업의소도시입지를권장하는것이효과적일것이다. 소도시에기업의입지를권장하는정책만으로는충분치않으며소도시에서도선진국의소도시에서향유할수있는바와같이소비의다양성을가질수있도록정책을추진해야할것이다. 특히양질의교육기관을소도시에권장하는것이효과적일것이다. 공식비공식부문간의임금격차 이장에서는사회보험가운데사용자의납부의무규정이있는

19 요약 ⅴ 직장의료보험, 고용보험, 그리고산재보험가입여부에따라공식노동시장과비공식노동시장으로나누고공식과비공식의이중노동시장구조하에서인적자원에대한보상이어떻게이루어지는가를실증분석하였다. 여러가지생산성에영향을미치는요소를제어하고관측되지않는특성에대하여고정효과모델을통하여조절하여두부문간에유의미한차이가있음을보였다. 또한관측되는근로자의인적자본에대한노동시장에서의보상이공식부문과비공식부문간상당히상이한것으로나타난다. 예를들어교육수준에대한노동시장에서의보상이공식부문의경우비공식부문과비교해보아서 2배이상의차이가나며현직장에서의근속년수가임금에미치는효과도공식부문이큰것으로나타났다. 노동조합의임금상승효과도비공식부문에서는나타나지않으나공식부문에서는통계적으로유의미한양의값이나타났으며성별임금격차는비공식노동시장에서더큰것으로나타났다. 즉비공식노동시장에처할경우교육, 연령, 노동조합등이주는보수증가효과는둔감된다는결과가나타났다. 비공식부문이공식부문을진입하기위한노동시장징검다리역할을하거나경기둔화시기에사회안전망이불완전한상태에서노동시장의완충지역의역할을한다면비공식부문노동시장의존재는반드시부정적인것만은아닐것이다. 당장의사회안전망을구축하는데재원이부족한후진국일수록비공식부문이사회안전망의대체기능을수행할가능성이높다. 그러나경제가선진화되면서사회안전망이확대되면서비공식부문이점차감소하고공식부문이확대되는것이선진국의경험인데과거의고착된비공식부문이경제의선진화를가로막는병목현상을일으킬가능성도존재한다. 결과적으로비공식부분은 양날의칼 로서오늘당장개혁되어야할, 개혁될수있는대상도아니지만점차경제수준에비하여과도한비공식부문을어떻게점차줄여나갈지에관한마스터플랜을가지고점진이고일관된정책수립이필요한것이다.

20 ⅵ 한국의임금격차 이러한이중노동시장구조를개선하기위한고용정책의방향을제시하면다음과같다. 첫째, 노동시장의정규직에대한노동기준및사회보장수준이높으면높을수록비공식부문의탈법, 불법유인은더욱커지게된다. 이중노동시장구조하에서는공식부문노동시장과비공식부문의수준의격차를점차줄여나가는정책이필요하다. 둘째, 비공식부문자원배분시스템의투명성을기하기위해인프라구축을위한노력이제고되어야한다. 사회안전망이각각별도로법률적인정의를가지고있고관련감독부서가별도로되어있는현실에서탈법유인은커질수밖에없음으로따라서사회보장관련법의통합적관리시스템의마련도필요하다. 셋째, 비공식부문의공식부문을촉진시키기위해과도기기간동안에당근프로그램 (carrot program) 을마련할필요가있다. 비공식부문의사회보장세의감면, 사용자에대한투명경영및노동 / 사회보장기준에대한교육및컨설팅등비공식부문의공식화유인을제공해야한다. 넷째, 비공식부문과공식부문에보편적인기준이설정되어야만하는영역과이원화된기준설정이가능한영역으로구분하여이원화된설정이가능한영역의경우과도기기간동안유지를하되지속적인모니터링하에충분한시간을가지고점차단일화된기준으로격차를줄여나가는노력이필요하다. 보편적인기준으로설정되어야하는부분은근로자의기본권관련사항들이며사적자치로타협이가능한노동및사회보장영역에는이원화된제도를설정하여비공식부문노동시장을준공식부문으로내포 (contain) 하려는정책전략이필요하다. 다섯째, 고용안정센터, 소상공인지원제도, 복지센터와같이고용-산업-복지의전달체계의통합화를통해유기적인전달서비스를제공하고장기계획하에공식화정책이지속적으로그리고점진적으로수행되어야할것이다. 파편화된비공식부문정책은정책효과를계량적으로가늠하기어려우며중복정책으로말마암은사회적재원낭비등을유발할수있다. 마지막으로비공식부문에대하여무조건식의규제와지원식의냉탕-열탕식의정책

21 요약 ⅶ 은문제를해결하기보다는만성화시킬수있다. 또한일자리수목표달성에급급한나머지단기일자리팽창정책을피는경우도많다. 이경우비공식부문에저질일자리가양산되고결과적으로이중노동시장구조를더욱고착화시켜인적자원의배분의비효율성을크게할수있다. 성별임금격차 이장에서는성별임금격차를다각적으로분석하였는데주요결과를나타내면다음과같다. 첫째, 1998년에서 2006년의기간동안에시간당임금의성별격차는대체로여성이남성의 60% 를조금상회하는정도에서큰변화가없었으며 Oaxaca-Blinder 방법을통하여분석해본결과약간의등락이있지만인적속성으로설명가능한부분이대체로 30% 중반을유지하고있었다. 둘째, 이러한결과는그동안여성인력의고학력화라는사회현상에서보면다소의아한결과가아닐수없는데이런퍼즐을풀기위해서 Juhn-Murphy- Pierce 분해법으로분석한결과를보면관측된생산요소의효과는음의부호를나타냄으로써두기간동안에교육을포함하는관측되는요소의영향은남녀의임금격차를줄이는방향으로진행하였음을보여준다. 좀더자세히분석해보면특히대학교육은그중에서성별임금격차의축소에대한영향이컸다. 그러나이러한관측된생산요소의효과는관측된가격요소의변화에의해서상쇄되고있음을결과는보여준다. 특히근속기간에대한노동시장에서의보상의증가는상대적으로근속기간이짧은여성에게는더욱불리하게작용하여임금격차를증가시키는효과를보이고대학교육의증가에따른효과를상쇄시키는것으로나타났다. 셋째, 직종분리의문제와임금격차를함께연결하여분석해보았는데남성과여성의직종모델로예측된직종분포의결과가양의값 (0.0296) 을나타낸다. 즉여성의직종별임금을남녀에게동일하게준다고가정할때남

22 ⅷ 한국의임금격차 성이상대적으로고소득직종에여성은저소득직종에분포되는것을모델은예측하고있다. 직종별임금격차의경우전문직1, 전문직 2( 교육전문가 ), 기술직, 사무직등에서인적속성의차이에의해서설명되는부분이 62%, 84%, 86%, 68% 등으로매우높고따라서차별및오차등이이직종들에서차지하는비중은낮게나타났다. 반면에, 서비스및판매직이나생산직, 노무직등저임금직종에서는인적속성의차이에의해설명되는부분이각각 58%, 18%, 27% 로상대적으로낮았고따라서차별이나오차등이성별임금격차에서차지하는부분이높게나왔다. 전문직의경우에는직종선택에서의차별및오차가저소득직에서는직종내에서의남녀임금의차별및오차가중요한문제인것으로드러나직종별로남녀임금격차의중요한문제가차이가있음을보여주었다. 직종선택과임금함수의분석을모두포함하는총임금격차항목에서보면전문직2, 기술직, 사무직에서의차별및오차의비중은상대적으로낮았으며, 서비스및판매직, 생산직에서차별및오차의부분은상대적으로높았다. 분석을통해서보면최근에들어오면서기업특수적인기술및지식에대한보상의증가는상대적으로근속기간이짧은여성에게는남성에비해불리하게작용하고있음을알수있다. 따라서정책적인측면에있어서남녀의성별임금격차를감소시키기위해서결혼이나출산등으로인한경력단절등이없이계속해서직장을다닐수있도록제도적으로뒷받침해주는조치가더욱필요하다고하겠다. 또한직종에따라서차별과관련된중요성이다를수있으므로정책의효율성의제고를위해서는정책집행시직종에따라서강조점이달라져야한다. 전문직등의고소득직종의경우에는직종내임금차별의문제보다는직종선택에서의문제가더컸고저소득직에서는직종내에서의임금의차별해소및투명성의제고가중요한과제인것으로드러나정책집행의측면에서보자면고소득직종에서의경우직종의선택및채용에있어서사회적제약이나차별의

23 요약 ⅸ 해소와채용에서의투명성확보에중점을둬야하며저소득직종의경우에는직종내성별임금차별의시정에무게는두는것이주어진인력과예산하에서성별임금격차를줄이는데효과적일것으로보인다. 정규직과비정규직의임금격차 이장에서는정규직과비정규직간의임금격차를실증적으로분석하였다. 비정규직과정규직의임금격차를정확히분석하기위해서는임금에는영향을미치지만관측되지않는개인의이질성 (heterogeneity) 을통제해야한다. 이를위해서는횡단면자료를이용한선택모형 (selection model) 이나패널자료를특성을반영한추정모형의활용이필요하다. 선택모형의경우도구변수의발견이현실적으로매우어렵다. 따라서이장에서는한국노동패널자료를활용하여정규직과비정규직의임금격차를분석하였다. 그간패널자료를이용한정규직과비정규직의임금격차에관한몇몇연구가존재하였으나, 2년또는 3년의단기간에걸친패널자료를활용한것이대부분이었고, 장기패널을이용하여임금격차를분석한연구는없었다. 이장에서는한국노동패널 1~10차년도의장기패널자료를이용하여정규직과비정규직의임금격차를분석한다는점에서선행연구와구별된다고하겠다. 근로자의관찰되지않은이질성을통제한고정효과모형 (fixed effect model) 에의하면정규직과비정규직의임금격차는 4~8% 의수준이다. 이는단순횡단면분석에서나타난임금격차의약 50% 수준이다. 따라서횡단면분석에서나타나는정규직과비정규직의임금격차의절반은근로자의관찰되지않은특성에기인한것이라고할수있다. 노동조합조직유무로사업장을나누어추정한결과를보면횡단면분석에서와같이유노조기업에서의정규직과비정규직의임금격차가무노조기업에서의임금격차보다훨씬큰것으

24 ⅹ 한국의임금격차 로나타난다. 또한임금에영향을미치는다른조건을통제할경우소규모사업장의정규직근로자의임금수준은대규모사업장비정규직의임금수준보다높지않은것으로나타난다. 이러한분석결과는다음과같은정책적시사점을제시한다. 첫째, 정규직과비정규직의임금격차의상당부분은관찰되지않은개인적특성에의해설명될수있다. 따라서단순한평균임금의차이나횡단면임금격차의분석을통해나타나는임금격차는과대추정된것이다. 따라서이러한단순한분석결과가지고정책적개입의필요성을판단해서는안된다. 둘째, 노조사업장에서의정규직과비정규직의임금격차가비노조사업장에서의임금격차보다크다는사실은정규직중심의노동조합이정규직의임금에는긍정적인영향을미치는반면비정규직의임금에는부정적인영향을미칠수있음을보여준다. 마지막으로소규모사업체의정규직이대규모사업체의비정규직에비해통계적으로유의한임금프리미엄을누리고있지못한다는사실은정규직 / 비정규직이라는고용형태의차이보다는저임금이라는실질적측면에서문제에접근하는것이정책대상을보다명확히하고근로자의실질적보호를향상시킬수있는방향일수있음을시사한다.

25 제 1 장서론 1 제 1 장 서론 제 1 절연구의필요성및목적 외환위기이전에는임금수준의문제가노동시장정책의큰줄기였다면외환위기이후로는근로자간경제적수준과차별의문제가중요한정책적이슈로등장하였다. 대표적으로정규직과비정규직간의문제, 남녀의임금격차등을들수있다. 이런맥락에서근로자간임금격차의문제는중요한정책적관심사항이되고있다. 또한학문적으로도노동시장에서의두집단사이에인적특성으로부터의생산성이다르지않다고여겨지거나혹은관련속성을적절히통제한뒤에는임금의격차가사라져야된다고여겨지는두집단간의오래동안해소되지않는임금의차이는많은학자의관심과논쟁을이끌어왔다. 이러한현실적필요와학문적인관심의증가는임금격차와관련된연구성과물을생산해내고있지만지금까지의연구를살펴보면세부주제별로단편적으로논의가진행되어온경향이있거나혹은아직은충분한논의가진행되지못한영역도있다. 따라서한국사회의임금격차에관한다양한측면을살펴봄으로써한국노동시장의임금격차에대한보다전반적이고종합적인이해를높일필요성이절실하다고본다. 이에

26 2 한국의임금격차 본연구에서는기업규모에따른격차, 지역별격차, 공식과비공식부문간의격차, 성별격차, 정규직과비정규직간의격차라는측면에서한국노동시장의임금격차의모습을다각도로살펴보고자한다. 좀더부연하여설명하면, 기업규모에따른격차와공식 / 비공식부문간의격차는아직은충분한논의가부족한다소새로운측면이다. 그리고지역별임금격차와같은경우에도수도권과비수도권간의격차에관한최근연구 ( 허식 (2007)) 가있으나분석되는지역단위와관점및방법에있어서본연구와차이가크다. 정규직비정규직간의임금격차는최근의비정규직보호법의개정논란과맞물려정책적인관심이매우큰주제라고할수있다. 성별임금격차의경우지금까지상당한연구성과물이쌓인오래된연구주제라고할수있는데이번기회에지금까지의연구성과에대한정리를하고업데이트함과동시에또한성별임금격차를새로운분석방법을이용하여접근해봄으로써새로운사실의발견과정책적함의를도출하려고하였다. 이렇게다양한측면에서한국노동시장의임금격차를살펴봄으로써한국의소득불균등의원인을파악하고한국노동시장의구조에대한심층적인이해를돕는데기여하고관련된노동시장정책의시사점을도출해보고자하는것이본연구의목적이다. 제 2 절연구의구성 본연구는한국노동시장의임금격차와관련하여다양한측면에서그격차를실증적으로분석하고나아가관련된노동시장의정책적시사점을도출해보고자한다. 제2장에서는근로자의동일한인적자본에대하여노동시장에서의보상이기업체규모에따라어떻게다르게나타나는지를비교분석한다. 기업규모를소기업 ( 종업원수 30인미만 ) 중기업 ( 종업원수 30인이상 300인미만 ) 대기업 ( 종업원수 300인이상 ) 으로정의하여임금방정

27 제 1 장서론 3 식을추정하였으며임금방정식을추정할때에는능력과같은관측되지않는근로자의특성과생산성이높은근로자가체계적으로대기업에종사할때발생하는기업체선택의내생성문제를통제하기위해서고정효과 (fixed effect) 모델을사용하여기업규모간임금격차를분석하고자한다. 제3장에서는지역별임금격차와관련하여그결정요인을분석한다. 먼저지역별로임금의격차가어떻게차이가나는지를시군구수준에서알아보고한지역의경우다른지역보다임금의뚜렷한격차가왜나타나는지를분석한다. 임금의격차는인적자본의차이, 비인적부존자원의차이, 집적의경제 (agglomeration economies) 로인한차이로나눌수있는데집적의경제는다시도시의전체시장규모에서얻어지는생산성이득인도시화경제 (urbanization economies) 와개별산업의지역적집중에서얻어지는생산성이득인지역화경제 (localization economies) 로나누어진다. 효과의추정을위해서 Combes, Duranton and Gobillon(2008) 의방법을따라서 2단계추정법을사용한다. 첫째의단계로임금의로그값에대하여지역고정효과변수, 산업고정효과변수, 각각의지역 산업 (cityindustry) 에대한지역화경제변수, 종사자의특성변수등의독립변수들을이용하여회귀분석을행한다. 두번째단계로첫번째단계에서추정된지역고정효과변수의추정계수를종속변수로사용하고도시화경제변수, 그리고도시의부존자원 (endowments) 변수들을독립변수로하여회귀분석을행하여그크기를추정한다. 제4장에서는사회보장적용여부를기준으로공식노동시장 (formal labor market) 과비공식노동시장 (informal labor market) 으로나누고공식과비공식의이중노동시장구조하에서인적자원에대한보상이어떻게이루어지는가를실증분석을통하여평가한다. 이장에서는우선학술적으로공식부문과비공식부문을구분하는기준들을먼저소개하고본연구를위한기준을제시한후고정효과모델을이용하여그격차를분석한다. 제5장에서는한국노동패널의 1차 (1998년) 에서 9차 (2006년) 의자료를이용하여세가지분석법으로성별임금격차를분석한다. 첫번째로보

28 4 한국의임금격차 편적으로사용되고있는 Oaxaca-Blinder 분해법을이용하여성별임금격차를분해해보는데특히여성의경우에는가사노동과노동시장에서의노동공급선택의문제를고려하여 Heckman 의 2단계추정법으로여성의임금방정식을추정하고이를통해서시간이지남에따라서성별임금격차의변화와인적속성으로설명될수있는비중의변화를보았다. 두번째방법은두시점을선택하여 Juhn-Murphy-Pierce 방법을통하여시간이지남에따라서성별임금격차가어떤식으로변화하는지를그요인별로분해한다. 이를통해서특히여성의교육증가가어떤영향을끼쳤고그러한영향이추세적으로두드러지지않았던이유는무엇인지알아본다. 마지막으로는성별직종분리현상을명시적으로고려하여다항로짓모델을이용하여직종선택을예측하고이를통해직종분리현상을보이면또한이를직종별임금함수와연계하여직종별임금격차를설명한다. 제6장에서는정규직과비정규직간의임금격차를실증적으로분석하였다. 비정규직과정규직의임금격차를정확히분석하기위해서는임금수준에는영향을미치지만관측되지않는개인의이질성 (heterogeneity) 을고려해야한다. 이장에서는한국노동패널 1~10차년도의장기패널자료를이용한고정효과모형을이용하여횡단면분석에서나타날수있는과대추정의가능성을통제하였다. 이와함께노동조합과기업규모가정규직과비정규직의임금격차에미치는영향을분석하고정책적시사점을제시한다. 제7 장에서는이상에서발견한사실과소결에서제시된정책적시사점을요약하여제시하고임금격차의문제를개선하기위한전반적인정책방향을모색한다.

29 제 2 장기업규모와임금격차 5 제 2 장 기업규모와임금격차 제 1 절서론 1. 문제제기 1990년대이후민주화운동과 1997년의외환위기를겪으면서우리산업구조는저비용구조에서임금의고비용구조로급속도로전환되었다. 사회전반에전파되는양극화현상은중소기업과대기업간근로자의임금격차의차이에서도발견되는현상이다. [ 그림 2-1] 에서는기업체규모별임금격차를살펴보기위하여기업체를종사근로자수에따라중소기업 ( 근로자수 10~299인 ) 과대기업 ( 근로자수 300인이상 ) 으로구분하여농림어업, 공공교육기관및공공행정기관에종사하는근로자를제외한모든산업에종사하는근로자의임금격차 ( 중소기업과대기업 ) 변동추이를보여주고있다. 1986년도기준대기업과중소기업근로자의임금격차 ( 명목임금기준 ) 는 9% 수준이었으나, 그이후로임금격차는꾸준히증가하여 2005년에는 49% 까지증가하였다. 시기별로살펴보면 1980년대말에기업규모간임금격차가급격히증가한후에, 1990년대말까지는완만한증가를보여왔다.

30 6 한국의임금격차 [ 그림 2-1] 규모별임금격차변동추이 주 :1) 규모별임금격차는각해년도대기업 (300 인이상 ) 에종사하는근로자의월평균임금총액 ( 명목임금기준 ) 을중 소기업 (10~299 인 ) 에종사하는근로자의월평균임금총액을나누어준수치임. 실질임금사용했을경우결과는동일함. 2) 중 소기업과대기업근로자의평균임금총액은각세부기업체규모별 10~29 인, 30~99 인, 100~299 인, 300~499 인, 500 인이상 월평균임금과종사자비율을가중평균한값임 년이후에조사된 5~9 인기업체규모자료는 1999 년이전자료와의통일성문제로인하여고려대상에서제외됨. 자료 : 노동부, 매월노동통계조사 각년도재구성 이는대기업중심의노동조합활동과급속한기술진보를통한노동생산성의증가가임금상승을주도한것으로보인다. 2000년대들어서임금격차가다시큰폭으로상승하여대기업과중 소기업간의임금불균등정도를심화시키는양극화현상을초래하였다. 근로자의임금수준은기본적으로근로자가생산하는순부가가치혹은노동생산성에비례하여결정되는부분이크다고할수있다. 따라서기업규모간임금격차를분석함에있어서기업규모별노동생산성차이를비교분석하는것은필수적이다. 자본축적이나기술수준에있어서대기업은중소기업에비해우월한지위에있는것이사실이고, 이로인해동일노동투입량에대해서대기업에종사하는근로자의노동생산성이

31 제 2 장기업규모와임금격차 7 중소기업에종사하는근로자보다높을수밖에없다. 그러나실증분석에서근로자각개인의노동생산성을측정하는것은거의불가능하기때문에본연구에서는관측되는근로자의특성을충분히고려하여실제로 동일한 수준의인적자본을소유한근로자의임금이기업규모에따라서얼마나차이가나는지를실증분석해보고자한다. 기업규모간임금격차를분석함에있어서연구자가관찰할수있는근로자의특성은대개개인의교육수준, 근속년수, 노동조합가입여부, 근로자가속한직종및산업등이다수를차지한다. 물론이런변수들이임금을결정하는중요한요인이기는하나이외에도임금에영향을줄수있는중요한요인들을실제로통제하지못하는것이사실이다. 본연구는관측되지않는근로자의특성과기업체선택과의상관관계로인한내생성문제를고려하기위해서패널자료를사용하여기업규모간임금격차를분석하고자한다. 관측되지않은능력이나생산성이높은근로자가만일체계적으로대기업에종사한다면이를고려하지않은중소기업과대기업간근로자의임금격차는과대추정하는편이를초래하게될것이다. 근로자의관측되지않는특성이시간에흐름에따라고정되어있다면패널자료를통해서기업규모간직장을이동한표본을분석하는고정효과모델을통해서횡단면분석이초래하는내생성문제를적절히고려할수있다. 앞으로제시될본연구의고정효과모델을통한추정을보면기업규모간임금격차는횡단면분석과비교해서그크기가작게는 20% 에서크게는 70% 까지감소하여횡단면분석의추정결과는상당부분상향편의되었음을알수있다. 2. 기존연구 먼저본연구의실증분석에앞서기업체규모간임금격차에대한기존의국내외연구를정리해보기로하자. 기업규모간임금격차를설명하는다양한가설을요약한 Brown & Medoff(1989) 와 Oi & Idson (1999) 의경우를참고로하여정리해본다. 기업규모간임금격차원인에대해고전주의경제학파에서제시하고있는가장대표적인설명은중소

32 8 한국의임금격차 기업과대기업에종사하는근로자의질이다르다는이론에근거하고있다. 이는사전적으로능력이나생산성이높은근로자를고용하거나혹은대기업이중소기업에비해직장내직업훈련을통해서사후적으로근로자의생산성을증가시켜임금격차가발생한다는이론이다. 여기서대기업이능력이높은근로자를고용하려는원인에대해서 Hamermesh (1980) 는자본과노동의보완성관계를그근거로제시하고있다. 즉자본이집중되어있는대기업의경우자본과노동력사이에양의보완성이존재한다면능력이높은근로자를고용하는것이자본을효율적으로사용하는방법인것이다. 고전주의경제학파에서제시하는대기업이고능력근로자를고용하는또다른이유는대기업의높은감시비용 (monitoring cost) 에기인한다는것이다. Oi(1983) 의연구에서대기업인경우주어진노동공급에서감시비용을줄이기위해서기업가가능력이높은근로자를선호한다는것이다. 대기업의관리자는중소기업에비해상대적으로능력이높은데 ( 물론논란의소지가있음 ) 이들은임금체계에있어서고정급보다는근로자의성과 (performance) 에주로의존하는성과급제를선호한다는것이다. 이는노동시장에서능력이높은근로자에게더큰유인이되기때문에생산성이높은개인들이대기업을선호한다는이론이다. 다음으로제시되는가설은기업내에서근로자에대한여러가지규제와빠듯한근로일정이대기업에서심하며이는높은임금으로보상받는다는이론이다 (Stafford 1980). 하지만현재노동시장현실에서근로환경이과연중소기업에비해서대기업이열약하다고할수있는지는강한의구심이든다. 다음으로제도주의적인관점에서기업규모간임금격차를설명하는방법에대해서논의해보고자한다. 가장대표적인시각이대기업의경우노동조합이조직되는것을회피하기위해서노동조합이마치결성되어있는것처럼근로자에게상당한수준의임금프레미엄을지급한다는것이다. 기업의입장에서는노동조합이결성되면노조원들의임금상승요구뿐만아니라더많은상여금, 근로환경개선압박, 경영권참여등등노동조합의요구를받아들이는비용보다는높은임금을아예지불함으

33 제 2 장기업규모와임금격차 9 로써노동조합결성자체를회피하는전략이더욱선호된다는것이다 (Freeman & Medoff 1984). 노동조합의위협효과 (union threat effect) 라고불리기도하는데이는실증적으로산업이나직종을노동조합조직률에따라표본을나눈후에노동조합조직률이높은산업에서즉노동조합의위협효과가높은직장에서기업규모간임금격차가다른산업에비해서높은지를쉽게추정해볼수있다. 제도주의적설명가운데다른접근은대기업이특정산업내에서독점적지위 (monopoly power) 를누림으로써기업규모간임금격차가존재한다는것이다 (Mellow 1982). 특정산업에서독점이윤을창출하는대기업이그이윤을근로자에게높은임금으로지불한다는설명인데여전히동일한생산성을소유한근로자에게왜높은임금을지불하는지에대한근본적인질문에는답변하지못하고있다. 다른하나의흥미로운설명은효율임금가설 (efficiency wage hypothesis) 에기초하고있다. 앞에서설명한감시비용과비슷한문맥에서설명할수있는데기본적으로근로자는자신의노력을 100% 투입하기를꺼려한다. 이를방지하기위해서시장임금보다높은임금을부여하고만일직장에서태만이발견될경우높은벌칙을부과하는임금체계를만들어서근로자로하여금자발적으로노력을하도록유도하는것이다 (Eaton & White 1983). 또한높은임금을받는근로자는직장에서만족감을가지고이직을적게함으로써기업이종업원을훈련시키는비용을낮춘다는설명도여기에그기반을두고있다. 그러나 Schaffner(1996) 의연구에서대기업이시장임금보다높게지급하는전략이근로자의태만을줄이는지에대해서의구심을제기하고있다. 페루에대한실증분석에서그는대기업근로수준의기준이중소기업보다높고이로인한고임금은효율임금가설과는상관이없다고주장하고있다. 결국대기업에서근로자에게상대적으로고임금을지불하는것은국내외를막론하고인정되는현실이다. 발견되는기업규모간임금격차가운데근로자의특성의차이에의한부분이얼마인지를규명하는것이실증분석의핵심에있다. 이때관측되는근로자의특성뿐만아니라관측되지않는근로자의특성을모두고려하는것이또한중요하다. 이런관점

34 10 한국의임금격차 에서최근의연구들은패널자료를활용하여이를통제하고자하는방법을취하고있다. Evans & Leighton(1989) 의연구는미국의대표적인패널자료인 National Longitudinal Survey (NLS) of Young Men의자료를사용하여발견되는중소기업과대기업의임금격차가운데약 60% 정도가근로자의특성의차이에기인한다고주장하고있다. Winter-Ebmer & Zweimuller(1999) 의스위스연구에서는마찬가지로스위스패널자료를활용하여관측되는기업규모간임금격차의절반정도가근로자의특성의차이라고설명하고있다. 이를종합해보면기업규모간임금격차의상당부분이 ( 관측되지않는 ) 근로자의특성의차이임을보여주고있으나여전히절반정도의부분이설명되지못하고있는실정이다. 국내에서의기업규모간임금격차는박훤구 (1981) 의연구를시작으로간헐적으로전개되었다. 1980년대와 1990년대초반까지는이에대한연구가뜸하였고 1990년중반이후기업규모임금격차에대한연구가다시진행되기시작하였다. 김대모 유경준 (1996) 의연구는모기업과협력업체간의임금격차에초점을맞추어기업규모간임금격차가독과점적시장구조에있다고주장하고있다. 황호영 (1996) 의연구는기업체규모간임금격차를 Oaxaca & Blinder 의분해요법을사용하여관측되는임금격차의약 60% 정도가근로자의특성의차이에기인한다고주장하고있다. 허식 (2001) 의연구는경기변동과기업규모간임금격차와의관계를실증분석하여경기상승시기업규모간임금격차가증가함을보여주고있으며정부의인위적인정책에문제점을제기한다. 본연구는기존의국내연구와는차별적으로패널자료를활용하는고정효과모델을사용하여기존의국내연구가간과하는관측되지않는근로자의특성과직장선택과의내생성문제를통제하여기업규모간임금격차의크기를정확히추정하는데그목적을둔다.

35 제 2 장기업규모와임금격차 11 제 2 절기업체규모간근로자의인적특성비교 1. 자료 본연구에서는한국노동연구원에서매년조사하는 한국노동패널조사 1998년부터 2006년까지 9개년도자료를사용하였다. 한국노동패널조사는도시지역에거주하는한국의가구와가구원을대표하는패널조사로 1998년도에전국 5,000가구의가구원 13,321명에대하여조사를시작하였다. 그이후조사에서도원표본가구유지율이 75% 이상을유지하는높은성공률을보여주고있다. 한국노동패널조사는근로자가속한기업체규모등에관한정보를포함한임금결정과관련된유용한정보들을제공하고있다. 특히기업체규모와노동조합가입여부와의높은상관관계를고려할때노동조합여부를통제하는것이기업체규모임금효과를정확히추정하는데매우중요한데 (Miller and Mulvey 1996) 본자료는이런정보를제공하고있다. 본연구에서는지난 9년간주된일자리 (main job) 에서주당 35시간이상근무한상용직임금근로자를대상으로하였다. 임금변수는월평균임금에서주당근로시간을고려하여매년소비자물가지수로나누어준실질시간당임금을사용하였고대략임금근로자가운데하위 1% 를차지하는월 40만원이하의근로자를표본에서제외하였다. 본연구에서사용된최종표본의크기는 20,781개이며관측된개인근로자의수는 4.689명으로개인당약 4.4개의관측치가분석에사용되었다. 기업체규모임금효과를측정하는데있어서기업체규모에대한정의를명확히하는것이중요하다. 한국노동패널조사에서매년개인에게기업체규모를묻는설문내용이다음과같다. 현재일하고계시는곳 ( 직장 ) 의회사전체종업원수는얼마나됩니까? 본사, 지사, 지점, 공장, 현장등을모두합해서말씀해주십시오. 단그룹사의경우는해당계열사만응답해주십시오. 이설문내용에따르면노동패널에서근로자

36 12 한국의임금격차 가속한직장의규모를측정하는방법은사업체규모라기보다는근로자가속한직장전체에대한기업체규모임을알수있다. 본설문에대해각응답자는구체적인숫자를표기하도록하였는데정확한종업원수를표기하지못했을경우다음과같은범주가운데가장근접한것을선택하도록하였다. 기업체규모범주는 (1) 1~4 인 (2) 5~9 인 (3) 10~29인 (4) 30~49인 (5) 50~69인 (6) 70~99인 (7) 100~299인 (8) 300~499인 (9) 500~999인 (10) 1,000인이상 (11) 잘모르겠다로구분되어졌다. 기업체규모에대한연속적변수와범주적변수를사용하여기업체종업원수규모에따라 (1) 1~9 인 (2) 10~29인 (3) 30~99인 (4) 10 0~299인 (5) 300~999인 (6) 1000인이상의 6개의범주로나누었다. 이상의 6개범주에따른근로자가속한기업체규모별분포를 < 표 2-1> 에서보여주고있다. 전체표본 18,903개가운데근로자수가 10인미만인소규모기업체의분포가가장많은 4,067개로분석표본가운데 22.5% 를차지하고있다. 다음으로근로자수 1,000인이상의기업체가 21.5%, 근로자수 30~99인이 18.2% 그리고 10~29인이 17.5% 순서를보여주고있다. 100인미만을기준으로그이하의종업원수를보유한기업체규모는무려 58.2% 를차지하고있으며 300인미만을중소기업으로정의하면그분포의크기는 69.3% 에이르고있다. 이는국내노동시장에있어서중소기업이차지하는고용의비중이대기업에비해높게나타남을보여주고있다. < 표 2-1> 기업체규모별분포 기업체규모총표본수분포 1~9 인 10~29 인 30~99 인 100~299 인 300~999 인 1000 인이상 4,067 3,174 3,294 2,016 1,651 3,891 ( 단위 : %, 개 ) 표본크기 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

37 제 2 장기업규모와임금격차 13 다음으로 < 표 2-2> 에서기업체규모별로노조기업과비노조기업에대한분포가나타나있는데기업체규모가대기업인경우노동조합이조직될확률이높게나타남을볼수있다 1). 10인미만의소기업의노동조합조직비율은겨우 1% 수준이며 10~29인의경우 5%, 그리고근로자수가 30~99인기업체의경우노조가조직된비율이 17% 에머무르고있다. 이비율은기업체종사자수가 100인을넘어서면서급격히증가하는데 100~299인의경우 40% 이며 300~999인 59%, 그리고 1,000인이상대기업에서는 68% 의기업에노동조합이조직되어있는것으로나타난다. 결국본연구에서분석하고자하는기업체규모와근로자의임금수준과의관계에서순수한기업규모효과를통제하기위해서기업규모와상관관계가매우큰기업의노조조직여부를통제하는것이매우중요하다. 이를회귀분석에서적절히통제하지못하면기업체규모임금효과는과대추정 (overestimates) 될확률이매우높다. 본연구가사용하는한국노동패널자료에서근로자의노조가입여부에대한정보는이러한면에서매우유용하다고할수있다. < 표 2-2> 기업규모와노조기업분포 기업체규모노조기업비노조기업 1~9 인 10~29 인 30~99 인 100~299 인 300~999 인 1000 인이상 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~ ( 단위 : %) 2. 기업체규모별인적특성비교 기업체규모별로근로자의다양한인적특성을비교해봄으로써근로 1) 현직장에서노동조합의조직여부를측정하는변수를사용하였음.

38 14 한국의임금격차 자의인적특성과직장선택에있어서기업규모와의상관관계를유추해볼수있다. 먼저 < 표 2-3> 에서는기업체규모별로연령, 성별분포, 학력수준, 결혼여부, 그리고근속년수에대한다양한정보를보여주고있다. 근로자의평균연령에있어서는기업체규모별로는큰차이가나지않는반면에기업체규모가증가할수록여성근로자의비율은감소하는패턴을보여주고있다. 예를들어 10인미만기업체에종사하는여성근로자의비율은 47% 인데반해서 10인이상기업체인경우여성근로자의비율이 30% 대로낮아지며특히 1,000인이상대기업체에종사하는여성의비율은 27% 로서최저치를보여주고있다. 여성과남성근로자의성별임금격차가다른구미선진국에비해현저한국내노동시장을감안해볼때, 상대적으로임금수준에서취약부문인중소기업에여성의고용이많다는점은우리에게시사하는바가크다. 다음으로근로자의결혼여부와기업체규모와의관계에서는중소기업에서미혼근로자의비율이대기업에비해상대적으로높게나타난다. 예를들어 10인미만기업체에종사하는근로자의기혼비율이 50% 수준인데반해 300인이상대기업에서는그비율이 37~38% 수준에이르고있다. 여기에는다양한원인이있겠으나기업체규모별여성인력의분포에서그힌트를찾아볼수있다. 여성이결혼이나출산이후정규직혹은공식부문으로재진입이어려운경우소규모영세업체와같은부문의노동시장에재진입하는경향이그원인중에하나로추측된다. < 표 2-3> 기업체규모별인적특성 연령여성결혼여부학력 ( 평균년수 ) 근속년수표본크기 1~9 인 ,028 ( 단위 : %, 개 ) 10~29 인 30~99 인 100~299 인 300~999 인 1000 인이상 , ,167 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~ , , ,769

39 제 2 장기업규모와임금격차 15 근로자의학력수준과기업체규모별특성에있어서는근로자의평균학력수준이기업체규모가증가할수록현저히증가함을살펴볼수있다. 10인미만기업체에종사하는근로자의평균교육년수는 12.1년이나 100인이상기업체종사자의평균학력수준은 13년을초과하고있으며 1,000인이상대기업의경우는거의 14년에육박하고있다. 그리고현직장에서의평균근속년수에있어서도학력수준과마찬가지로기업체규모의증가와근속년수의증가는밀접한상관관계가있음을발견할수있다. 예를들어 10인미만기업체에종사하는근로자의평균근속년수는 3.5년인데반해서기업체규모가증가할수록근속년수는증가하여 300~999인 7.1년그리고 1,000인이상기업체규모에서는평균근속년수가무려 8.9년임을보여주고있다. 이는여러가지면에서해석할수있는데우선대기업인경우근로자에게직장의안정성을보장해준다고할수있다. 즉정규직위주의고용형태와노동조합의역할등이그중요원인이라고볼수있다. 우리는앞에서기업체규모별로교육수준을포함한다양한형태의근로자의인적특성의분포를살펴보았다. 근로자의인적특성가운데임금을결정하는가장중요한요인인학력수준을고졸미만, 고졸, 초대졸, 4 년제대졸이상의 4가지분류로나누어살펴본결과가 < 표 2-4> 에서기술하고있다. 10인미만의경우고졸자의비중이제일높은 46.6% 이며그다음은고졸미만이 21.5% 를차지하여고졸이하근로자의비중이무려 68.1% 에이르고있다. 종사자규모가증가할수록고학력자의고용 < 표 2-4> 기업체규모별교육수준분포 고졸미만고졸초대졸 4 년제대졸이상 1~9 인 ( 단위 : %) 10~29 인 30~99 인 100~299 인 300~999 인 1000 인이상 표본크기 4,028 3,130 3,167 1,956 1,616 3,769 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

40 16 한국의임금격차 분포가증가하여 1,000인이상기업체의경우초대졸이상의고학력자비중이무려 55.8% 에이르고있다. 앞에서살펴본학력분포는교육수준혹은교육년수의총량을비교한결과이다. 실제로근로자의임금을결정하는데있어서국내노동시장의경우같은 4년제대학을졸업했어도어느대학을졸업했는지가대기업종사여부를많이좌우하고이는궁극적으로개인의임금수준을결정하는중요한요인이된다. 본연구에서는이점을고려하여기존의연구에서한걸음더나아가근로자가졸업한대학의순위를고려하여기업규모별로그분포를살펴보았다. 대학의순위를공정하고일률적으로정하기는매우힘들지만최근중앙일보 2006년도기준으로상위 30개대학을기준으로각기업체규모별로이들의분포를살펴본결과를 < 표 2-5> 에서보여주고있다. 아래표에서보여주는수치는각기업체규모별로대졸이상의학력을가진근로자가운데중앙일보가발표한상위 30개대학졸업자비율을보여주고있다. 예를들어 10인미만규모의기업체가운데상위 30개대학졸업자의비율은 15.1% 에불과한반면에이비율은기업체규모가증가할수록증가하여 1,000인이상의대기업에서의비율은무려 32.9% 에이르고있다. 따라서대졸자더미변수를통제하고이에더하여교육의질을통제하는방법의임금추정식이기존의실증분석에비해기업규모임금추정계수의정확성을증가시킬것이다. 3. 기업체규모별임금, 근로시간및산업별분포현황 기업체규모별로근로자의근로환경을근로시간, 임금을중심으로 < 표 2-6> 에서제시하고있다. 먼저만원단위로표시한근로자의월평균임금수준은 10인미만기업체의경우 124만원인데반해서 10~29인 146만원, 30~99인 159만원, 100~299인 171만원, 300~999인 198만원, 그리고 1,000인이상의경우 226만원이르고있다. 즉대기업일수록근로자의월평균임금이상당히증가함을알수있다. 실증분석에서필요한시간당임금을계산하기위하여우리는근로자의월평균근로시간에

41 제 2 장기업규모와임금격차 17 < 표 2-5> 기업체규모별상위 30 개대학졸업자비율 ( 단위 : %) 1~9 인 10~29 인 30~99 인 100~299 인 300~999 인 1000 인이상 상위 30 개대학 주 : 상위 30 개대학은 2006 년도중앙일보발표기준임. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 대한정보가필요하다. 한국노동패널에서조사하는근로시간은주당근로시간인데이에한달평균 4.3주를고려하여월근로시간을추정하였다. 발견되는흥미로운패턴은대기업일수록월근로시간이감소한다는점이다. 예를들어 10인미만의경우근로자의월평균근로시간이 232 시간인반면에 10~29인 227시간, 30~99인 227시간, 100~299인 227시간, 300~999인 221시간, 그리고 1,000인이상의경우 215시간이르고있다. 대기업일수록월평균임금의증가와월평균근로시간의감소는월평균임금을월평균근로시간으로나누어추정한시간당임금의기업규모간괴리를증폭하는결과를초래한다. 10인미만기업체종사자의시간당평균임금은 5천5백원정도이며 10~29인 6천6백원, 30~99인 7천2백원, 100~299인 7천8백원, 300~999인 9천4백원, 그리고 1,000인이상의경우 1만8백원이르고있다. 시간당임금을기준으로 1,000인이상기업체의평균임금은 1~9인기업체임금의 1.96배에이르고있다. < 표 2-6> 기업체규모별임금수준및근로시간 월평균임금월근로시간시간당임금로그시간당임금표본크기 1~9 인 ( 단위 : 만원, 시간 ) 10~29 인 30~99 인 100~299 인 300~999 인 1000 인이상 주 : 모든임금수준은각년도물가지수로디플레이트한실질수준임. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~

42 18 한국의임금격차 다음으로근로자가속한산업분포를기업체규모별로보여주는정보가 < 표 2-7> 에제시되고있다. 전체적인패턴은대기업의경우금융. 보험. 임대업비중이현저히증가함을발견할수있다. 10인미만기업체의경우금융 보험 임대업비중은 2.8% 로서매우작은반면에 1,000 인이상기업체의경우그비중이무려 18.1% 로증가하고있다. 산업간임금격차에있어서금융 보험 임대업이다른산업에비해임금수준이높은점을고려한다면기업규모간상이한산업분포가기업규모간임금격차의중요한요인이될수있다. 소규모기업에서도소매업과숙박및음식점업의비중이큰반면에대기업의경우그런산업의비중은낮고전기 운수 통신업의비중이커지며제조업의비중도다소커짐을알수있다. < 표 2-7> 기업체규모별산업분포 광업, 건설제조업전기 운수 통신도소매숙박 음식점업금융 보험 임대공공서비스사업서비스기타서비스 1~9 인 ~29 인 30~99 인 100~299 인 300~999 인 1000 인이상 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~ 대기업종사결정요인분석 우리는앞에서기업체규모별로근로자의다양한특성들을비교분석해보았다. 이를종합하여각개인의특성들이근로자의기업규모종사여부에영향을주는실증분석을시도하고자한다. 확률모형의기초가되는선형확률모형 (Linear Probability Model) 을아래와같이가정해보자.

43 제 2 장기업규모와임금격차 19 Pr (1) 여기서 는근로자가대기업 ( 근로자수가 100인이상을정의함 ) 에종사할경우를표시하며만일근로자가중소기업 ( 근로자수 100인미만으로정의함 ) 에종사하면 의값을부여받게된다. 이때 에는관측되는개인의다양한특성변수가포함되는데앞에서살펴본것처럼근로자의나이, 성별, 학력수준, 결혼여부, 그리고근로자가종사하는산업변수가포함될수있다. 관측되는변수를통제한후에도설명되지못하는부분이잔차항 로표시되어진다. 이런선형확률모델이가지는가장큰단점은추정된확률이 0과 1 사이를넘을수있다는점과더불어잔차항의이분산문제로추정된계수의효율성문제가제기된다는점이다. 2) 따라서본연구에서는이런문제를해결할수있는프로빗 (probit) 과로짓 (logit) 모델을통해서근로자의기업체규모결정요인을분석해보고자한다. 먼저위에서살펴본선형회귀모델을아래와같이정리해보면 Pr (2) 이때 G함수는 0과 1 사이의값을가지는어떤형태의함수인데 G함수가 0과 1의값을가지도록여러형태의비선형함수식이제안될수있다. 먼저살펴볼프로빗모델에서는확률분포 G함수가아래의정규누적분포함수를따른다고가정한다. (3) 여기서 를따른다. 이런 G 함수선택을통해 2) 구체적으로잔차항의분산을구해보면 Var(e x)=xb*(1-xb) 로나타나는데잔차항의분산값이독립변수 x 의크기에따라변하는이분산 (heteroskedasticity) 의문제를야기하고있다.

44 20 한국의임금격차 서 (2) 에서표시된확률이 0과 1 사이의값을취하게된다. 여기서추정해야될 의계수는비선형방식 (non-linear method) 에의해서계산되어져야한다. 가장대표적으로사용되는방법은최우도추정방법 (maximum likelihood estimation) 인데아래와같은두형태의확률분포함수를고려해보자. Pr (4) Pr 이두개의확률분포함수를통하여우도함수 (likelihood function) 를계산해보면아래식 (5) 와같이전개된다. log log (5) 이우도함수를극대화하는 를추정하는방법을통하여구하여본연구에서실증분석하고자한다. 프로빗모델이위의식 (2) 를정규분포함수로가정한것처럼로짓모델에서는이분포함수를 Logistic 함수로가정하고동일한방법으로추정하면된다. 본연구에서는이두가지방법을동시에사용하여추정한결과를 < 표 2-8> 에서보여준다. 먼저전체기업규모를종사자수 100인을기준으로하여 100인이상기업에종사하는확률을근로자의특성과산업변수를넣어추정한결과를살펴보자 3). 이추정을위해서프로빗모델과로짓모델을동시에사용하였는데이두모델간추정결과의차이가거의없으므로프로빗추정결과에의거해서해석하고자한다. 나이가고령자일수록 100인이상기업에종사할확률이높았는데그효과의크기는매우작은것으로나타났다. 교육년수가높을수록대기업에종사하는확률이높았는데교육년수 1년의증가는 100인이상기업에종사확률을약 4% 증가시키고 3) 노동관련법규에서는통상적으로종업원수 300 인을기준으로대기업과중소기업으로나누고있으나본연구에서는근로자의임금과표본의분포를고려하여 100 인을기준으로나누어분석하였다. 300 인기준으로분석에서결과에는큰변화가없음을밝혀둔다.

45 제 2 장기업규모와임금격차 21 있다. 여성의경우는동일한인적특성의남성근로자에비해 100인이상기업에종사할확률이 3.6% 낮은것으로추정되어진다. 추정모델에서고려된인적속성외에근로자가속한산업이기업체규모종사형태에미치는효과는매우뚜렷한것으로나타났다. 제조업을기준으로했을경우전기 운수 통신업과금융 보험 임대업에종사했을경우 100 인이상기업에근로할확률이각각 22.4% 와 23.7% 높게나타났다. 이외산업에서는제조업에비해 100인이상기업종사확률이통계적으로낮게나타났다. < 표 2-8> 대기업종사결정요인분석 Probit Logit 추정계수표준오차추정계수표준오차 나이 0.002** (0.000) 0.002** (0.000) 교육년수 0.040** (0.002) 0.042** (0.002) 여성 ** (0.009) ** (0.009) 광업 건설 ** (0.014) ** (0.013) 전기 운수 통신 0.161** (0.015) 0.164** (0.016) 도소매 ** (0.012) ** (0.012) 숙박 음식점업 ** (0.018) ** (0.018) 금융 보험 임대 0.237** (0.016) 0.242** (0.017) 공공서비스 ** (0.012) ** (0.012) 사업서비스 ** (0.012) ** (0.012) 기타서비스 ** (0.014) ** (0.014) 시간더미 yes yes 지역더미 yes yes Log likelihood R-sqs 표본 17,666 17,666 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 을고려하였다. 기준이되는산업은제조업임. 모든추정계수는한계효과 (marginal effects) 임. * 통계적으로 1% 에서유의함. ** 통계적으로 5% 에서유의함. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

46 22 한국의임금격차 제 3 절기업체규모임금효과 1. 횡단면분석 본장에서는먼저횡단면회귀분석을통한기업체규모의임금을추정해보고자한다. 기업체규모를종사하는기업체종업원수규모에따라 (1) 1~9 인 (2) 10~29인 (3) 30~99인 (4) 100~299인 (5) 300~999인 (6) 1000인이상의 6개의범주로나누었다. 이가운데 10인미만을기준그룹으로설정하여 5개의기업체더미변수를횡단면임금추정식에근로자의다양한특성과같이독립변수로넣어주었다. 이외에도연도더미변수, 직종더미변수, 산업더미변수, 그리고지역더미변수도동시에고려해주었다. 임금추정식의결과를아래 < 표 2-9> 에서살펴보면교육년수 1년의증가는근로자의임금을 5.1% 증가시키는것으로나타나며나이의증가가임금상승에미치는효과는적은것으로나타났다. 이와는대조적으로근속년수 1년의증가가임금상승에미치는효과 2.0% 에이르고있으며여성의경우관측되는 동일한속성 의남성근로자에비해임금격차가 26.9% 나타나는것으로추정되었다. 결혼한근로자가미혼에비해임금이 13.1% 높은것으로나타났다. 다음으로본연구의관심이되는기업체규모별임금효과추정계수들을살펴보면 10인미만소기업을기준으로해서 10~29인경우는근로자의임금상승폭이 8.6%, 30~99인기업체의경우 9.2%, 100~299인기업체 10.3%, 300~999인 19.1%, 그리고 1,000인이상기업체의경우는무려 26.6% 의임금상승을보여주고있다. 즉기업체규모가커질수록근로자의임금도상승하며그폭도증가하는것으로나타난다. 물론후에살펴보겠지만횡단면추정계수는관측되는않는근로자의특성과기업체선택과의상관관계가존재할확률이매우높기때문에상당한정도의편이가존재하는것으로추측할수있다. < 표 2-9> 의오른쪽열에있는추정결과는각기업이산업내에서누

47 제 2 장기업규모와임금격차 23 리는독점적이윤을통제하고자세분류 (three digit level) 하에산업더미변수를통제한결과이다. 산업변수를 9개의대분류하에서통제한추정결과와는크게차이가나지않는것으로나타난다. 즉세분류산업을통제한후에추정된기업체규모더미변수가대분류산업더미통제결과와대동소이한것으로나타나는데이는대기업이중소기업에비해높은임금을주는이유가대기업이산업내에서누리는독점적이윤에서비롯된것이라고단정짓기는힘든것으로나타난다. < 표 2-9> 기업체규모임금효과추정식 : 산업세분류통제 OLS OLS 추정계수표준오차추정계수표준오차 교육년수 0.051** (0.001) 0.047** (0.001) 나이 0.003** (0.000) 0.004** (0.000) 근속년수 0.020** (0.000) 0.019** (0.001) 노동조합 0.055** (0.007) 0.066** (0.007) 여성 ** (0.006) ** (0.006) 기혼유배우 0.131** (0.006) 0.131** (0.006) 기업체규모 10~29인 0.086** (0.009) 0.091** (0.009) 30~99인 0.092** (0.009) 0.105** (0.009) 100~299인 0.103** (0.011) 0.120** (0.011) 300~999인 0.191** (0.012) 0.198** (0.012) 1,000인이상 0.266** (0.010) 0.252** (0.011) 년도더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 대분류 세분류 지역더미 yes yes R-sqs 표본 20,781 20,781 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. 기업체규모더미효과에서기준그룹은종업원수 10 인미만인기업임. * 통계적으로 1% 에서유의함. ** 통계적으로 5% 에서유의함. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006. 다음으로횡단면분석에서발생할수있는관측되지않는근로자의 특성으로인한내생성문제를고려하기위한또하나의시도로개인이

48 24 한국의임금격차 졸업한대학교의질을통제하는것이다. 예를들어같은 4년제대학을졸업한경우라도서울의상위권대학졸업자와지방대학졸업자의생산성차이는그들의기업선택과임금에영향을줄것이다. 한국노동패널조사에서개인이 2년제를포함한대학을졸업한경우그학교명을묻고있는데조사된약 800여개의학교더미변수를통제하여개인이졸업한대학교육의질을고려하고자하였다. < 표 2-10> 의오른쪽열에있는추정결과가대학교더미변수를고려한경우인데대학교더미를고려하지않는추정결과와큰차이는없는것으로나타난다. 기업체규모의임금효과의크기가다소감소는했으나그폭이 2~3% 포인트정도로서 < 표 2-10> 기업체규모임금효과추정식 : 출신대학교통제 OLS OLS 추정계수표준오차추정계수표준오차 교육년수 0.051** (0.001) 0.041** (0.002) 나이 0.003** (0.000) 0.002** (0.000) 근속년수 0.020** (0.000) 0.020** (0.001) 노동조합 0.055** (0.007) 0.051** (0.007) 여성 ** (0.006) ** (0.006) 기혼유배우 0.131** (0.006) 0.124** (0.007) 기업체규모 10~29인 0.086** (0.009) 0.081** (0.009) 30~99인 0.092** (0.009) 0.081** (0.009) 100~299인 0.103** (0.011) 0.093** (0.011) 300~999인 0.191** (0.012) 0.169** (0.012) 1,000인이상 0.266** (0.010) 0.246** (0.011) 년도더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 대분류 대분류 지역더미 yes yes 대학교더미 no yes R-sqs 표본 20,781 20,781 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (seria correlation) 을고려하였다. 기업체규모더미효과에서기준그룹은종업원수 10 인미만인기업임. * 통계적으로 1% 에서유의함. ** 통계적으로 5% 에서유의함자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

49 제 2 장기업규모와임금격차 25 그리크지않는것으로나타나근로자의대학교수준이기업체선택과 임금과의상관관계를통제하는데큰역할을하지않는것으로보인다. 2. 기업체규모임금효과 : 패널분석 신고전학파모델에서는 동일한 기술수준을보유하고있는근로자들은동일한임금을받는것을기술하고있다. 그러나기존의연구가사용하는횡단면분석에서는관측되지않는특성과임금과의관계를고려하지못하는단점이있다. 따라서기업규모간임금격차를실증분석하는데있어서, ( 특히 ) 관측되지않은근로자의특징들과중소기업혹은대기업으로의선택사이의상관관계를통제하는것이매우중요하다. 전통적횡단면분석임금방정식에추정하는기업규모의임금효과는개인근로자임금에영향을줄수있는다양한변수들 예를들어교육수준, 근속년수 을통제하고기업규모더미변수를고려하는아래와같은방정식을추정하여구한다. (6) 식 (1) 에서 는각근로자가받는시간당로그임금이며, 는개인이속한기업체규모를나타내는더미변수, 는개별근로자의임금을결정하는개인및직장의속성들이며 는에러항 (error term) 이다. 이때기업체더미변수추정계수 가불편추정값 (unbiased estimates) 이되기위한중요한요건중의하나는에러항과기업체규모선택과상관관계가없어야된다는것이다. 즉통계학적으로 이되어야한다. 그러나개인의관측되지않는속성에따라기업체규모선택여부가체계적으로결정된다면횡단면분석에서 OLS 방법으로추정된기업체더미계수값은편이를가질수밖에없다. 만일생산성이혹은기술수준이높은근로자들이평균적으로대기업직장을선호한다면횡단면임금방정식에서추정된대기업임금효과의크기는과대평가 (overestimated) 된값이될것이다.

50 26 한국의임금격차 관측되지않는근로자의특성과기업체규모선택의상관관계로발생하는내생성문제 (endogeneity problem) 문제를해결하기위해서본연구는패널자료를활용하고자한다. 기존의연구에서주로이문제를해결하기위해사용했던방법은근로자의임금수준에는영향을주지않으면서기업체선택에영향을주는변수를찾아그것을도구변수로활용하는 Heckman-Lee의 2단계추정방법이다. 그러나현실적으로이런연구에서도구변수를발견하기는거의불가능하다. 기업체규모의임금효과분석에서결국중요하게고려되어야하는부분이근로자의자기선택의문제인데패널자료가존재하는경우고정효과모델을사용하여근로자의관측되지않는특성과직장선택과의상관관계의내생성문제를효과적으로치료하는방법인것이다. 먼저패널자료는시간의흐름에따른개인의여러정보들을분석하는것이므로앞의임금방정식 (6) 에서시간을고려한아래의방정식으로표현될수있다. (7) 식 (7) 에서 는각근로자가어느일정시점에서받는시간당로그임금이며, 는시점 에서개인의기업체규모를나타내는더미변수, 는개별근로자의임금을결정하는개인및직장의속성들이며, 는시간더미변수이며, 그리고 는에러항이다. 이때 는관측되지않는근로자의특성으로서기업체규모더미변수인 와상관관계가일반적으로존재하는것으로인식된다. 만일개별연구자가이런상관관계에대한고려없이 OLS를이용한임금방정식을추정한다면, 이때추정된 는편이가발생하게된다. 만일생산성이나기술수준이높은근로자가대규모기업에서일하는경향이있다면 OLS 추정계수는상향편이 (upward bias) 를가지게된다. 횡단면분석에서피하기힘든내생성문제를해결하는방법은아래의고정효과모델을사용하여문제가되는개인의관측되지않는변수 를제거하는것이다.

51 제 2 장기업규모와임금격차 27 (8) 여기서 는 에서구한값, 즉개인근로자의임금을각시점에서전체분석시간에서구한개인의평균임금을빼준값이다. 나머지변수인 도동일한방법으로구해서사용할수있다. 새롭게정리한식 (8) 에서보는것처럼기존의임금방정식에서내생성의문제를내포했던개인의관측되지않는속성인 가제거된것이다. 따라서 의고정효과추정계수치는에러항인 이모든시점에서각각의독립변수와상관관계가없다면불편추정량의성질을가질수있다. 최근의통계프로그램은고정효과분석모델에서발생할수있는에러항의이분산 (heteroskedascticity) 과계열상관 (serial correlation) 을교정하여준다. < 표 2-11> 에서횡단면추정결과와고정효과모델을통하여추정한기업규모효과를동시에보여주고있다. 고정효과모델의장점은앞에서설명한것처럼근로자의관측되지않는특성을통제하여우리가추정하고자하는변수와의잠재적상관관계를고려하는것이다. 고정효과모델에서추정하는표본은주어진분석기간동안에변수의지위가바뀌는것을대상으로하기때문에매년 1년씩증가하는나이변수그리고성별변수의추정계수는누락되었음을밝혀둔다. 기업체규모변수를살펴보기에앞서서다른설명변수의추정계수의변화를살펴보면교육, 노동조합, 그리고결혼유배우가임금에미치는효과가매우감소했음을우리는발견할수있다. 이는 ( 관측되지않는 ) 능력혹은생산성이높은개인이높은교육수준을받고중소기업에비해대기업에종사할확률이높은것으로추정된다. 이런상관관계를적절히고려하지않을경우횡단면분석에서추정한설명변수는상당부분상향편이 (upward-bias) 의문제를피하기어렵다. 여기서발견되는특이한점은근속년수가임금에미치는효과가다른변수와는달리고정효과모델에서횡단면추정계수 2.0과비교해서 2.8로증가한다는점이다. 이는개인이직장을옮긴경우새직장에서보내는근속기간이그회사에필요한기술을습득하여생산성을향상시켜급속도로임금을인상시키는요인에기인할것

52 28 한국의임금격차 으로추측된다. < 표 2-11> 기업체규모임금효과추정식 : 횡단면분석대패널분석 OLS FE 추정계수표준오차추정계수표준오차 교육년수 0.051** (0.001) 0.026** (0.007) 나이 0.003** (0.000) 근속년수 0.020** (0.000) 0.028** (0.001) 노동조합 0.055** (0.007) 0.019* (0.008) 여성 ** (0.006) 기혼유배우 0.131** (0.006) 0.079** (0.009) 기업체규모 10~29인 0.086** (0.009) 0.051** (0.010) 30~99인 0.092** (0.009) 0.055** (0.011) 100~299인 0.103** (0.011) 0.080** (0.013) 300~999인 0.191** (0.012) 0.071** (0.015) 1,000인이상 0.266** (0.010) 0.088** (0.015) 년도더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 대분류 대분류 지역더미 yes yes R-sqs 표본 20,781 20,781 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. 기업체규모더미효과에서기준그룹은종업원수 10 인미만인기업임. * 통계적으로 1% 에서유의함. ** 통계적으로 5% 에서유의함자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006. 다음으로본연구분석의초점이되는기업체규모변수의추정계수를횡단면분석과고정효과모델을비교하면횡단면분석에서추정된기업체규모효과의크기가고정효과모델에서적게는 20% 에서크게는 70% 까지감소하여횡단면분석의추정결과는상향편이되었음을입증하나여전히상당한정도의기업규모별임금격차가존재하는것으로나타났다. 10인미만기업체를기준으로먼저 10~29인기업체종사자의임금상승효과는횡단면분석에서추정된임금상승효과의크기는 8.6% 인데반해서고정효과모델에서추정한그효과의크기는 5.1% 로서무려

53 제 2 장기업규모와임금격차 29 40% 이상감소하였다. 30~99인경우의경우횡단면분석에서는임금상승의크기가 9.2% 인데고정효과모델에서는 5.5% 로줄어듦을보여주고있다. 100~299인에서는 10.3% 에서 8.0%, 300~999인에서는 19.1% 에서 7.1% 로서무려 63% 나줄어들었고이크기는 1,000인이상기업체에서 26.6% 에서 8.8%, 즉 70% 나횡단면분석에서상향편이되었음을알수있다. 기업체규모가임금에미치는크기에서발견되는흥미로운점은임금격차가크게는 10인미만, 10인이상 100인미만, 그리고 100인이상기업체규모별로차이가난다는점이다. 즉 10인미만소기업을기준으로 10인이상에서 100인미만기업체에종사할경우임금상승효과는대체적으로 5% 대이고 100인이상기업체의경우임금상승폭이 7~8% 수준임을발견할수있다. 따라서국내노동시장의경우기업체규모에따른현저한임금격차는이런 3가지기업체규모분류에따라나타남을발견한다. 이런결과를종합해보면관측되지않는근로자의특성을통제하지못한횡단면분석을포함한기존의추정방법은기업체규모를추정하는데상당한편이를피할수없음을단적으로보여주고있다. 특히횡단면분석에서야기되는추정계수편이의크기가기업체규모가증가할수록그규모가커짐을발견할수있다. 물론고정효과모델에서추정한방법의장점은관측되지않는근로자의특성이시간에변화에따라고정되어있다는가정을동반하고있다. 만일근로자의관측되지않는특성이시간에변화에따라변화거나직장을이동하는동기가기업내에서근로자가직장적합도에대한학습과정 (learning process) 으로유발되었다면고정효과모델을통한추정계수도어느정도의편이로부터자유로울수없음을밝혀둔다. 대기업이중소기업에비해높은임금을주는다양한가설가운데대기업이특정한산업에서누리는독점적지위로부터발생하는독점적이윤을근로자에게배분한다는설명이그가운데하나이다. 이가능성을조금이나마고려하기위해서산업변수를대분류하에서통제한앞의방법과달리세분류 (three digit) 수준에서근로자가속한산업변수를통제한

54 30 한국의임금격차 결과를 < 표 2-12> 에서보여주고있다. 산업분류를대분류하에서고정효과모델로추정한기업규모간임금격차의크기와산업을세분류하여추정한결과와는거의같음을우리는발견할수있다. 횡단면분석에서비교했던결과와이는비슷한결과로서대기업의산업내독점적지위로인한이윤의재분배효과는적은것으로추측된다. < 표 2-12> 기업체규모고정효과모델추정식 : 산업세분류통제 FE ( 산업대분류 ) FE ( 산업세분류 ) 추정계수표준오차추정계수표준오차 교육년수 0.026** (0.007) 0.023** (0.006) 근속년수 0.028** (0.001) 0.031** (0.001) 노동조합 0.019* (0.008) 0.022** (0.008) 기혼유배우 0.079** (0.009) 0.073** (0.009) 기업체규모 10~29인 0.051** (0.010) 0.049** (0.010) 30~99인 0.055** (0.011) 0.059** (0.011) 100~299인 0.080** (0.013) 0.084** (0.013) 300~999인 0.071** (0.015) 0.075** (0.015) 1,000인이상 0.088** (0.015) 0.089** (0.015) 년도더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 대분류 세분류 지역더미 yes yes R-sqs 표본 20,781 20,781 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. 기업체규모더미효과에서기준그룹은종업원수 10 인미만인기업임. * 통계적으로 1% 에서유의함. ** 통계적으로 5% 에서유의함자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006. 임금방정식을추정하는경우에연구자는다양한형태의근로자의특성뿐만아니라직장에대한특성도가능한많이고려하고자한다. 국내노동시장의경우정규직과비정규직의임금격차가존재하는현실에서이에대한고려도매우중요하리라생각된다. 이런관점에서근로자가정규직에근무하는지에대한정보를고려하여추정한임금방정식의추정결과가 < 표 2-13> 에제시되어있다. 왼쪽열에있는추정계수는 < 표

55 제 2 장기업규모와임금격차 > 에서제시된횡단면추정방법에비정규직더미변수를추가하여분석한결과를보여준다. 교육년수를포함한나이, 근속년수, 노동조합, 그리고여성변수가임금에미치는효과는거의동일함을발견할수있다. 관측되는동일한수준에서비정규직근로자의임금은정규직근로자에비해 14.7% 낮게나타나는데이는물론관측되지않는특성을고려하지못한내생성문제가존재하므로상당수준의상향편이가존재함을유추해볼수있다. 이추측은오른쪽열에보이는고정효과모델에서관측되지않는근로자의특성을고려했을경우정규직과비정규직의임금격차는 8.0% 로줄어드는것을발견할수있다. < 표 2-13> 기업체규모임금효과추정식 OLS FE 추정계수표준오차추정계수표준오차 교육년수 0.050** (0.001) 0.006** (0.007) 나이 0.003** (0.000) 근속년수 0.020** (0.001) 0.013** (0.001) 노동조합 0.054** (0.007) 0.027** (0.008) 비정규직 ** (0.012) ** (0.013) 여성 ** (0.006) 기혼유배우 0.130** (0.007) 0.041** (0.009) 기업체규모 10~29인 0.086** (0.009) 0.045** (0.010) 30~99인 0.094** (0.009) 0.055** (0.012) 100~299인 0.103** (0.012) 0.069** (0.014) 300~999인 0.201** (0.012) 0.074** (0.015) 1,000인이상 0.279** (0.011) 0.096** (0.015) 시간더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 yes yes 지역더미 yes yes 대학교더미 no no R-sqs 표본 18,180 18,180 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. 기업체규모더미효과에서기준그룹은종업원수 10 인미만인기업임. * 통계적으로 1% 에서유의함. ** 통계적으로 5% 에서유의함자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

56 32 한국의임금격차 본연구의주된목적은정규직과비정규직의임금격차분석에있지않으므로이에대한논의는여기서멈추고자한다. 본연구의관심이되는기업규모간임금격차에있어서근로자의비정규직여부를통제하는것이추정결과에큰영향을미치지않는것으로나타났다. 횡단면분석결과와고정효과모델추정결과모두에서기업규모간임금격차의추정계수가거의변하지않는것으로보인다. 참고로비정규직에대한정보가노동패널조사 3차년도에서누락되어있는관계로표본의크기가약 2,000 개정도줄어들었음을밝혀두고자한다. 3. 중소기업과대기업임금결정체계비교 본절에서는근로자의동일한인적자본에대하여노동시장에서의보상이기업체규모에따라다르게나타나는지를비교분석해보고자한다. 앞의임금추정식에서는동일한근로자의인적자본에대한하나의시장가격으로노동시장에서보상받는것을암묵적으로가정하였다. 그러나예를들어동일한근속년수에대해서중소기업과대기업에서지불하는시장가격이다를수있다. 만일대기업에서근로자에게상대적으로높은가격을노동시장에서지불한다면이는중소기업과대기업간임금격차를초래하는원인이될것이다. 먼저전체기업을종사근로자의규모에따라다음의소기업 ( 종업원수 30인미만 ), 중기업 ( 종업원수 30인이상 300인미만 ), 그리고대기업 ( 종업원수 300인이상 ) 으로나누어서각각임금방정식을추정해보고자한다. 각각의임금방정식을추정하여관측되는근로자의특성이노동시장에서보상받는차이의정도를규명하고자하고자한다. 이는또한각기업체규모별로노동시장이분할되어있는지를추정해볼수있는가장일반화된방법이라할것이다. 기업체규모 30인미만의경우추정된근로자의인적자본에대한노동시장에서의가격을중기업과대기업과비교해보면가장적은것으로나타난다. 예를들어교육에대한임금상승효과의크기는소기업에서 3.9% 인데반해서중기업에서는 5.4%, 그리고 300인이상대기업에서가

57 제 2 장기업규모와임금격차 33 장큰 6.2% 를보여주고있다. 다음으로근속년수가임금상승에미치는효과에서도소기업에서 1.6% 이지만중기업에서는 1.8%, 그리고대기업에서는 2.5% 로매우높게나타나고있다. 한가지흥미로운점은남성근로자대비여성근로자의임금격차의크기도소기업에서는무려 31.4% 의차이를보이지만이격차는기업규모가커질수록줄어서대기업에서는 25.6% 의성별임금격차를보여주고있다. 이는상대적으로여성의대기업진입이힘든국내노동시장현실에서전체적으로성별임금격차를넓히는방향으로작용할것이다. 지금까지의논의는기업체규모를각각소기업, 중기업, 그리고대기업으로나누어각각의임금방정식을추정하여그계수값들을비교하여주장한것이다. 그러나여기서이추정계수값들의차이가통계적으로유의한지를체계적으로검증해보아야할것이다. 기업규모간결정되는가격의차이가통계적으로상이한지를검증하는 Chow-Test 에대해서간략히설명해보고자한다. < 표 2-14> 기업체규모별임금결정식 소기업중기업대기업 추정계수표준오차추정계수표준오차추정계수표준오차 교육년수 0.039** (0.002) 0.054** (0.003) 0.062** (0.003) 나이 0.002** (0.001) 0.004** (0.001) 0.005** (0.001) 근속년수 0.016** (0.001) 0.018** (0.001) 0.025** (0.001) 노동조합 0.084** (0.029) (0.013) 0.071** (0.011) 여성 ** (0.009) ** (0.012) ** (0.014) 기혼유배우 0.124** (0.010) 0.139** (0.013) 0.121** (0.013) 시간더미 yes yes yes 직종더미 yes yes yes 산업더미 yes yes yes 지역더미 yes yes yes R-sqs 표본 7,158 5,123 5,385 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. * 통계적으로 1% 에서유의함. ** 통계적으로 5% 에서유의함. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

58 34 한국의임금격차 일반적으로 Chow-Test 는두개이상의회귀방정식을추정한뒤에동일한추정계수가추정방정식간통계적으로같은지다른지를추정하는데사용된다. 예를들어소기업과대기업부문의두개의임금방정식을아래와같은식을추정한다고가정하자. 소기업 : (9) 대기업 : (10) 이때 Chow-Test 는소기업의 와대기업의 가통계적으로같은지를테스트하는것이다. 즉우리가통계검정해야될귀무가설은아래와같다. (11) 이를추정하기위해서아래와같은 F- 통계량을계산할수있다. (12) 여기서 SSR 는소기업과대기업을합친임금방정식을추정했을경우 Sum of Squared Residuals 이며 과 는각각소기업과대기업에서추정한 SSR의값을의미한다. 그리고 n은전체표본의크기이며 k 는설명변수의크기이다. 이방법을사용하여구한 F 통계값을소기업, 중기업, 그리고대기업간비교해서아래 < 표 2-15> 에서보여주고있다. 아래에서보는것처럼소기업과중기업, 소기업과대기업, 그리고중기업과대기업모두 F-통계량값이 1% 유의수준에서추정계수값이동일하다는귀무가설을기각한다. 따라서국내노동시장에서기업체규모간임금보상의차이가현저히존재하는것으로추정된다. < 표 2-15> Chow-Test 통계량비교 기업규모소기업 - 중기업소기업 - 대기업중기업 - 대기업 F- 통계량

59 제 2 장기업규모와임금격차 35 제 4 절요약및정책방향 본연구에서는근로자의다양한특성을통제하여기업규모간임금격차의크기를실증적으로분석하였는데기존의연구가간과하고있는개인의관측되지않는특성을고정효과모델을통하여이를통제한연구라는점에서기존의연구보다진일보되었다고할수있다. 다양한근로자의특성을통제한횡단면분석을이용하여추정한 10인미만근로자기준기업규모간임금격차는 10~29인 8.6%, 30~99인 9.2%, 100~299 인 10.3%, 300~999인 19.1%, 그리고 1,000인이상 26.6% 로나타났다. 그러나횡단면분석에서추정된기업규모간임금격차는생산성이높은개인이대기업을선택하는자기선택 (self-selection) 의문제를내포하고있기때문에추정계수의상당부분이상향편이되었을가능성을제기하고있다. 본연구에서는이런내생성문제를만일근로자의관측되지않는특성이시간에흐름에따라고정되어있다는가정아래각설명변수를평균에서차분해서회귀분석하는고정효과모델을통해서이문제를해결하고자시도하였다. 개인의관측되지않은특성을고려한고정효과모델에서추정한기업규모간임금격차는적게는 20% 에서크게는 70% 까지감소하여횡단면분석의추정결과는상향편이되었음을입증하나여전히상당한정도의기업규모별임금격차가존재하는것으로나타났다. 구체적으로 10인미만기업체를기준으로했을경우 10~29인 5.1%, 30~99인 5.5%, 100~ 299인 8.0%, 300~999인 7.1%, 그리고 1,000인이상 8.8% 로나타났다. 횡단면분석결과와고정효과모델의추정계수를비교해본결과관측되지않는능력혹은생산성이높은개인이상당부분중소기업보다는대기업을많이선택하였고이를실증분석에서적절히고려하지않을경우기업규모간임금격차를과대평가할수있음을살펴보았다. 본연구에서는근로자의동일한인적자본에대하여노동시장에서의보상이기업체규모에따라다르게나타나는지를비교분석해보았다.

60 36 한국의임금격차 예를들어동일한근속년수에대해서중소기업과대기업에서지불하는시장가격이다를수있다. 만일대기업에서근로자에게상대적으로높은가격을노동시장에서지불한다면이는중소기업과대기업간임금격차를초래하는원인이될것이다. 기업규모를소기업 ( 종업원수 30인미만 ) 중기업 ( 종업원수 30인이상 300인미만 ) 대기업 ( 종업원수 300인이상 ) 으로정의하여임금방정식을추정한결과관측되는근로자의특성이노동시장에서보상받는수준이기업규모간상이하게나타났다. 대기업의경우교육, 근속년수의가격증가효과가나타나며여성의임금격차는줄어드는것으로나타나며가격차별로인한임금격차가가속화되는이중노동시장의특성을보여주고있다. 우리는앞에서국내노동시장의경우중소기업과대기업간상당한임금격차가존재하고이격차는과거 20년간그속도도증가되었음을살펴보았다. 그러나기업규모간임금격차의크기가관측되지않는개인의속성을고려한고정효과모델을살펴본경우우리가일반적으로추정하는임금격차보다상당히감소함을알수있다. 이는기업규모간임금격차의여러원인가운데근로자의인적자본의차이로서상당부분설명될수있다는것이다. 즉능력혹은생산성이높은근로자가대기업에종사할확률이높고이는중소기업에종사하는근로자보다상대적으로높다는것이다. 만일관측되는혹은관측되지않는근로자의생산성의차이로인한임금격차가발생했다면기업규모간임금격차를줄이려는인위적인정책은자칫노동시장의왜곡을초래할수있다. 고정효과모델로추정한결과우리가발견하는상당부분의임금격차는 10인미만영세기업과중소기업혹은대기업과의격차를보여주고있다. 물론중소기업과대기업과의임금격차도어느정도존재하는것이현실이다. 영세소기업의경우적은자본으로근로자의생산성의저하와이로인한저임금, 이는결국생산성이낮은근로자의유입을촉진하는악순환이전개되는것이다. 따라서영세소기업의경우자신들이특화할수있는전문성을확대하고이로인한생산성의증가를통한임금상승을유도하는것이바람직하다. 중소기업의경우에도선별적으로유망한중소기업에금융지원을통하여그들이기술개발을통하여생

61 제 2 장기업규모와임금격차 37 산성을증가시키도록유도해야될것이다. 이는궁극적으로능력이높은개인이중소기업에진입할수있는계기가될것이다. 현재고등학교를졸업하는학생의 85% 이상이대학에진학하는현실에서그들이주로대기업이나공공부문에만취업하려고하는데이로인해대기업과는달리중소기업에서는구직란을겪고있는현상이발생한다. 결국고학력을소유한개인이중소기업에종사하도록유도하여자연스럽게중소기업종사자의임금이올라가도록하는시장친화적인정책이필요하다. 이런정책에는학교나지역에서중소기업과연계된직장구직 (Job-Seeking) 프로그램을활성화하여대학을졸업한인력이중소기업을회피하지않도록하는정책이필요하다. 궁극적으로는노동시장에서개인이속한기업체에따라임금이결정되는것이아니라개인의성과에따라임금이결정되는체계로의전환이필요하다. 근로자의생산성을초과하는고임금이나생산성을하회하는저임금모두노동시장의효율성을저하시키는요인이다. 따라서장기적으로는개인의임금수준이개인의노동생산성에연동되도록하는전반적인임금체계의변화가필요하다.

62 38 한국의임금격차 제 3 장 지역별임금격차의결정요인분석 제 1 절연구의필요성및목적 우리나라에서지역간, 특히수도권과비수도권의임금격차는인구의수도권집중의가장큰요인으로작용하고있다. 수도권으로의인구와경제력집중문제를해결하기위해서는서울및수도권의임금이왜다른지역의도시들에비해높은지요인을찾아내는것이중요하다. 이들요인의정확한이해는지역균형발전정책수립에큰도움이될것이다. Glaeser and Mare(2001) 는도시규모에따른임금의격차요인을발견하기위해미국의노동패널자료를이용하며농촌지역에서대도시로이동한이주자의임금성장과정을살펴보았고대도시의임금프리미엄은도시의높은임금수준효과 (wage level effect) 라기보다는대도시거주자의임금이더빨리증가하기 (wage growth effect) 때문이라고주장한다. Combes, Duranton and Gobillon(2008) 은프랑스의노동패널자료를이용하며지역간임금격차의가장큰요인이도시거주자의높은 skill( 교육과전문성 ) 때문임을밝혔으며지역의인구밀집에서얻어지는지역화경제와도시화경제의효과도중요한데이들효과에대한추정은노동자의이질성 (heterogeneity) 을통제하지않으면편의가있는추정치를얻을수있음을지적하였다.

63 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 39 우리나라노동패널 8차 2006년도조사자료에의하면우리나라에서최상위 10개시군구의평균종사자월급은 234.7만원으로최하위 10개시군구의평균종사자월급 106.1만원의 2.21배로 2배가넘는지역별임금격차가존재함을알수있다. 또노동패널자료의 178개의시군구중가장높은종사자월급을보여주는곳은울산동구인데평균종사자월급이 258.7만원으로가장낮은종사자월급을보여주고있는시군구 ( 구체적지역명의기재를피하고있음 ) 의평균종사자월급 98만원의 2.64 배가된다. 본연구과제의주목적은왜최상위시군구와최하위시군구간의지역적월급차이가 2.6배가되는가를밝히는것이다. 한국노동연구원의 8차 2006년노동패널자료를이용하며 178개시군구간의임금격차요인을분석한다. 특정도시의높은임금이그와같은도시로집중하는종사자의일반적인적자본이높기때문인지, 그와같은도시의집적의경제 (agglomeration economies) 때문에종사자가해당도시에서근무하게되면생산성이높아지기때문인지, 또는해당도시의입지상이점때문에해당도시에근무하면높은임금을받게되는것인지를확인하려고노력한다. 제 2 절자료 우리는노동연구원의제8차 2006년노동패널자료를이용하여약 4,000여명종사자에대한자료를이용한다. 종속변수인임금은임금근로자의월평균임금액수 ( 만원 ) (MWAAGEAMON) 을사용한다. 앞으로의토론에서지역또는지역 산업내총종사자의평균월급과혼동을피하기위하여개인근로자의 12개월월급의평균임을지칭하기위해노동패널자료에서사용하는월평균임금이라는용어는사용을피하고이경우에는단순히월급이라고지칭할것이다. 본연구는노동연구원의노동패널자료외에시군구의평균교육수준,

64 40 한국의임금격차 시군구의인구등을계산하기위해 2000년인구센서스 10% 자료를이용했으며시군구별산업별기업체수, 총종사자수등을계산하기위해 1999년총사업체조사자료를이용하였다. 마지막으로시군구별재정자립도와도로연장률등을계산하기위해통계청의 1999년시군구주요통계지표의통계를이용하였다. 주된자료는제8차 2006년노동패널자료인데반하여이와결합하는다른자료들은 1999년또는 2000년의자료들로서이들자료를결합하여분석하는데문제가있지않나의문이제시될수있으나 2006년의자료로부터종속변수인평균월급변수를도출하고 1999년또는 2000년의자료들로부터지역여건을나타내는독립변수들을도출하므로독립변수들의내생성 (endogeneity) 문제를해결하기위해오히려바람직하다고사료된다. 다음에는노동패널 8차조사인 2006년의약 4,085명종사자의자료를이용하여종사자월급의평균값을성별, 교육수준, 사업체가소재하는광역시. 도, 사업체규모, 업체에노동조합유무, 부모의교육수준, 산업, 및직업에따라계산한것을보고한다. < 표 3-1> 에의하면여성의평균월급은 118만원으로남성의평균월급인 198만원의약 60% 밖에미치지못하고있음을보여준다. < 표 3-2> 는고등학교졸업의학력을가진종사자가 1,461명으로가장많은데이들의평균월급은 153만원이다. 초급대학졸업자의평균월급은 161 만원으로고졸취업자에비해 5.6% 밖에높지않으나 4년제대학졸업자의평균월급은 218만원으로고졸취업자보다 42.5% 나높은보상을받고있다. 대학원에서석사학위취득자의평균월급은 273만원으로대졸취업자보다 25.2% 높으며박사학위취득자의평균월급은 327만원으로대졸취업자보다 50% 높은것으로보여주고있다. < 표 3-3> 은직장소재지별평균월급을보여주고있는데울산이제일높으며다음으로서울이높음을보여준다. 이표의결과에대하여는뒤에서자세히살펴본다. 약간의아하게느껴지는것은부산, 대구, 대전, 인천, 광주등울산과서울을제외한모든광역시가매우낮은월급수준을보여주고있다는것이다. 이점에대해뒤에서더깊이분석을행한다. < 표 3-4> 는사업체규모별평균월급의차이를보여주고있는데 100~

65 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 명의종사자를가진업체종사자의평균월급은 181만원인데이와비교할때 500~999명의종사자를가진업체종사자의월급은 207.4만원으로 15% 더높고 1,000명이상의종사자를가진업체종사자의평균월급은 235만원으로 30% 더높은것을보여준다. 반면에 10~29명종사자를가진업체종사자의평균월급은 142만원으로 100~299명의종사자를가진업체보다 22% 가량낮다. < 표 3-5> 는노동조합이있는업체의종사자평균월급이 244만원으로노동조합이없는업체의종사자평균월급인 146만원보다 67% 가량더높은것을보여주고있다. < 표 3-6> 은부모의학력이종사자의월급에유의한영향을미치고있음을보여준다. < 표 3-7> 은산업별월급차이를보여주고있는데전기, 가스및수도사업, 금융및보험업, 공공행정, 교육서비스의산업에종사하는자의월급이높은것을보여주고있다. < 표 3-8> 은직업별임금격차를보여주는데관리자, 전문가및기술공및준전문가의상위 3개직업에종사하는자의월급이월등히높음을보여주고있다. < 표 3-1> 성별평균월급 0 1 성별표본수평균월급 (10,000 원 ) 여성남성 < 표 3-2> 교육수준별평균월급 무교육초등학교중학교고등학교초급대학 4 년제대학대학원석사학위대학원박사학위 교육수준표본수평균월급 (10,000 원 )

66 42 한국의임금격차 < 표 3-3> 직장소재지별평균월급 직장소재지별표본수평균월급 (10,000 원 ) 서울부산대구대전인천광주울산경기도강원도충청북도충청남도전라북도전라남도경상북도경상남도제주도외국 < 표 3-4> 사업체규모별평균월급 사업체규모별 ( 종사자수 ) 표본수평균월급 (10,000 원 ) 1~4 5~9 10~29 30~49 50~69 70~99 100~ ~ ~ 명이상미상 < 표 3-5> 직장에노동조합유무별평균월급 직장에노동조합유무별표본수평균월급 (10,000 원 ) 노동조합있음노동조합없음모름

67 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 43 < 표 3-6> 부모학력별평균월급 부모학력별표본수평균월급 (10,000 원 ) 무교육초등학교중학교고등학교초급대학 4 년제대학대학원석사 / 박사학위 < 표 3-7> 산업별평균월급 산업별표본수평균월급 (10,000 원 ) 미상농업및임업어업광업제조업전기, 가스및수도사업건설업도소매업숙박및음식점업운수업통신업금융및보험업부동산업및임대업사업서비스업공공행정, 국방및사회보장행정교육서비스업보건및사회복지사업오락, 문화및운동관련산업기타공공, 수리및개인서비스업가사서비스업국제및외국기관

68 44 한국의임금격차 < 표 3-8> 직업별평균월급 직업별표본수평균월급 (10,000 원 ) 미상의회의원, 고위임직원및관리자전문가기술공및준전문가사무종사자서비스및판매종사자농업, 임업및어업숙련종사자기능원및관련기능종사자장치, 기계조작및조립종사자단순노무종사자 제 3 절연구방법및변수들 Combes, Duranton and Gobillon(2008) 에따르면지역간임금격차를다음의 3가지그룹의요인들을가지고설명할수있다. 첫째, 지역간임금격차는종사자의인적자본 (skill) 구성의지역적차이를직접적으로반영한다. 지역에따라산업이상이하게배분되어있으므로이들산업에종사하기위해몰려드는종사자의측정가능한인적자본과측정불가능한인적자본에있어서지역적차이가있을수있다. 즉 는종사자 의임금이고 는종사자 의인적자본이며 는지역 에의해영향을받지않는노동생산성이다. 이로부터지역 의종사자평균임금 는지역 에근무하는종사자의평균임금이고 는지역 에근무 하는종사자의평균인적자본이다.

69 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 45 둘째, 지역간임금차이는지역의비인적부존자원 (non-human endowments) 에있어서의차이를반영한다. 비인적부존자원은해당도시의유리한입지조건, 경제활동에유리한기후, 또는지하자원등이며공공및민간자본, 지역의조직및기술등의생산요소들을또한포함한다. 따라서지역 의임금, 는노동의생산성에양 (+) 의영향을주는지역 의부존자원이다. 셋째, 지역간임금격차는지역에서발생하는종사자간또는기업체간의아이디어의교환에서얻어지는생산성의증가때문에발생한다. 도시경제학에서는이를집적의경제 (agglomeration economies) 라고하는데이는도시의전체시장규모에서얻어지는생산성이득인도시화경제 (urbanization economies) 와개별산업의지역적집중에서얻어지는생산성이득인지역화경제 (localization economies) 로나누어진다. 집적의경제는세가지요인으로부터발생한다고주장되고있는데지식의파급 (knowledge spillover), 노동시장 pooling, 그리고중간재의공동사용이다. 기업이공간적으로밀집해있는것은다른기업들과노동자간교류를증가시키는데이와같은교류는새로운아이디어가기업간에파급하는가능성을높여준다. 통합된 (pooled) 노동시장은노동자와기업간에더좋은맷칭을가져오고특별한기술을소유한노동자를구하는데있어서탐색비용을감소시키고기업이기업특유의이유로인해불경기또는호경기를당할때각개별기업이종사자수를조정하는데있어서더높은융통성을가질수있게한다. 기업이집중되어있는지역에소재하는중간재공급자는규모의경제를향유할수있고그들의고객기업에게상대적으로저렴한중간재를더효율적으로공급하는것이가능하게된다. 어떤조건하에서집적의경제가발생하는가에대해의견이대립되고있다. Marschall(1890), Arrow(1962), 그리고 Romer(1986) 는동종산업에속한기업들이밀집해있는경우에집적의경제가발생한다고주장하는데이를지역화경제 (localization economies) 라고한다. 이와는대조적으로 Jacobs(1969) 은산업의집중이아니라지역산업의다

70 46 한국의임금격차 양성이발명과생산성증가를촉진시킨다고주장한다. 그이유는중요한지식의전파는상이한산업간에 cross fertilization 을통해이루어지기때문이다. 이를도시화경제 (urbanization economies) 라고한다. 지역 에서산업 에종사하는종사자 a의임금 는도시화경제를, 는지역화경제를나타낸다. 위의 3가지요인을종합하며우리의모형은지역 에서산업 에종사하는종사자 a의임금은 이수식에서종속변수를로그화한후계수를측정한다. Combes, Duranton and Gobillon(2008) 을따라서 2단계추정을하는데첫째의단계로임금의로그값을지역고정효과변수, 산업고정효과변수, 각각의지역 산업 (city-industry) 에대한지역화경제변수, 그리고종사자의특성변수등의독립변수에대해회귀분석을행한다. 두번째단계로첫번째단계에서추정된지역고정효과변수의추정된계수를종속변수로사용하며도시화경제변수, 그리고도시의부존자원 (endowments) 변수들의독립변수들에회귀분석을행한다. 도시화경제변수가내생성의문제 (endogeneity problem) 을가질수있으므로이문제를해결하기위해적절한도구변수를사용해야할것이나이문제는본과제의시간적제약때문에후속연구에서다루기로한다. 2차의단계를사용하여추정하는대신에식 (1) 에도시화경제와도시의부존자원을나타내는변수들을추가하여한번의단계로추정할수도있으나이경우에는이들변수들이 178개의시군구별로산출되어있으므로지역고정효과를나타내는데 178개의시군구더미를사용하는대신통합된변수인 22개의광역시. 도더미변수를사용해야하는단점이있다. Combes et al. (2008) 는한번의단계로추정된계수에편의가발생할수있음을설명하고있다.

71 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 47 위의 2단계추정을통해지역간임금격차가종사자의인적자본, 집적의경제를통한생산성의증가그리고지역의유리한부존여건의 3개요인각각에의해얼마나설명될수있는지를분석할것이다. 2006년의자료를분석하는우리의회귀식을다음과같이적을수있다. log (13) 개인의인적자본을나타내는 는개인의교육수준, 경험을나타내는연령, 연령제곱, 성별, 결혼여부, 이혼및사별여부, 또는성별과결혼여부와의교차항 ( 미혼남성, 기혼남성, 미혼여성, 기혼여성 ), 사업체에노동조합유무, 종사자가근무하는기업체의규모더미, 교육의질 ( 개인의교육수준과개인이근무하는기업체규모와의교차항 ), 직업에대한더미등을포함한다. 는지역고정효과 (fixed effect) 를나타내는데개인이거주하고있는시군구의더미 (178개) 에대한계수이며 는산업고정효과 (fixed effect) 를나타내는데산업의더미 (60개또는 18개의대분류 ) 에대한계수이다, 지역화경제 를나타내는변수로절대적산업집중지수, 상대적산업집중지수, 지역의해당산업의총종사자수, 그리고지역의해당산업의총사업체수를포함한다. 절대적산업집중지수는지역의해당산업의총종사자수가지역의총종사자수에서차지하는비율이며, 상대적산업집중지수는절대적산업집중지수를전국에서해당산업총종사자수가전국의총종사자수에서차지하는비율로나눈값이다. 지역 산업경제구조의경쟁강도 를나타내는변수를또한포함한다. 지역 산업의경쟁강도를반영하는변수는개별기업의종사자수의지역 산업종사자총수에대한비율을자승하여지역의해당산업에대해합계하여얻어지는 Herfindahl Index 경쟁지수와상대적기업규모인데후자는지역 산업의평균사업체당종사자수를해당산업의전국사업체당종사자수로나눈값이다. 지역산업의경쟁강도를반영하는이두지수는모두경쟁의결손을나타낸다. 본보고서에서사용되는지역 산업의종사자수에대하여는 1999년

72 48 한국의임금격차 총사업체조사자료를이용하여산출하는데일상종사자수와전체종사자수의두가지를이용할수있는데전체종사자수에대한값을우리는이용한다. 일상고용자에대한변수를이용하는경우위에서설명한 Herfindahl Index를구하는경우일부지역 산업은전체일상고용자수가 0인경우가있어계산에어려움이발생한다. 우리는 2차의단계를거쳐서계산하는데 1차의단계에서식 (1) 을계산하고이계산과정에서얻어지는시군구 178개더미변수의계수를종속변수로하고도시화경제를나타내는변수와지역의인프라를나타내는변수들을독립변수로포함하여식 (2) 를추정한다. (14) 도시화경제 를나타내는변수로 4개의변수를사용한다. 첫째변수는면적당종사자수로시군구의노동밀도의로그값이며노동밀도는시군구의총종사자수를지역의면적으로나눈값이다. 둘째변수는 Herfindahl 도시화지수인데시군구의비다양성HI 변수의로그값으로지역 산업의종사자수가지역의총종사자에서차지하는비율의자승한값을지역의모든산업에대해구한후합계를한 Herfindahl Index 이다. 지역의경제구조가특정산업에집중되어있으면이변수의값이상대적으로클것이다. 따라서이변수는지역 산업구조의비다양성을반영한다. 셋째의변수는지역의총종사자수인데시군구의총종사자수의로그값이다. 이변수는시군구의전체경제활동규모를반영한다. 네번째변수는 Ellison-Glaeser 도시화지수인데시군구의비다양성EG지수변수의로그값이다. EG지수변수는지역 산업의종사자수가지역의총종사자수에서차지하는비율과해당산업의전국종사자수가전국의총종사자수에서차지하는비율사이의차이를구한후그값을자승한후모든산업에대해합계를구한값이다. 이변수또한지역 산업구조의비다양성을반영한다. 지역의인프라를반영하는변수로 4개의변수를사용하는데지역의인적자본을나타내기위해시군구의평균교육수준을사용한다. 지역의인프라를나타내는변수로시군구의도로연장률, 재정자립도변수 (Financial

73 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 49 indep), 그리고 outsourcing 의가능성을나타내는변수로사업서비스비율이또한포함된다. Outsourcing 변수로는시군구의사업서비스종사자가지역의전체종사자수에서차지하는비율을사용한다. 도로연장률변수는시군구의도로의길이를그지역의면적으로나눈값이다. < 표 3-9> 본연구의회귀분석에서사용되는독립변수들에대한정의, 평균그리고표준편차를보여주고있다. 제 4 절지역적임금격차에대한 1 차분석 제8차 2006년노동패널자료를이용하며계산된 < 표 3-10> 에는최상위종사자월급 10개시군구와최하위종사자월급 10개시군구의그룹평균월급을보여주고있다. 개별시군구의월급을명시하는데문제가있을수있으므로최상위 10개시군구의평균월급과최하위 10개시군구의평균월급을보여주고있다. 최하위 10개시군구의기재순서는소득수준을피하고인구센서스지역번호순서에의해기재하였다. 시군구중노동패널표본수가 10인미만인지역은제외하였음에유의할필요가있다. 지역명다음의괄호안에기재된수치는해당시군구의표본수를보여준다. 최상위 10개시군구의평균종사자월급은 234.7만원으로최하위 10개시군구의평균종사자월급 106.1만원의 2.21배로 2배가넘는지역별임금격차가있음을알수있다. 노동패널자료의 178개의시군구중가장높은종사자월급을보여주는곳은울산동구인데평균종사자월급이 258.7만원으로구체적지역명의기재를피하고있는가장낮은종사자월급을보여주고있는시군구의평균종사자월급 98만원의 2.64배가된다. 본연구과제의주목적은왜최상위시군구와최하위시군구간의지역적월급차이가 2.6배가되는가를밝히는것이다.

74 50 한국의임금격차 < 표 3-9> 변수들에대한정의, 평균그리고표준편차 변수명정의평균표준편차 성별 남성=1, 여성= 결혼여부 기혼=1, 미혼= 미혼남성 미혼남성=1, 그외= 기혼남성 기혼남성=1, 그외= 미혼여성 미혼여성=1, 그외= 기혼여성 기혼여성=1, 그외= 이혼혹은사별여부 이혼혹은사별=1, 그외= 연령 종사자의연령 , 연령자승 종사자연령의제곱 1, 교육연수 종사자의교육연수 교육의질 사업체의총종사자수 * 종사자의교육연수 정규직 정규직=1, 임시직 = 노동조합 사업체에노동조합존재함=1, 존재하지않음= 부모의교육연수 부친부재시모친의교육연수 사업체규모 ( 총종사자수 ) 규모1 9명이하 규모2 10명이상 29명이하 규모3 30명이상 49명이하 규모4 50명이상 99명이하 규모5 100명이상 299명이하 규모6 300명이상 499명이하 규모7 500명이상 직업직업1 의회의원, 고위임직원및관리자 직업2 전문가 직업3 기술공및준전문가 직업4 사무종사자 직업5 서비스및판매종사자 직업6 농업, 임업및어업숙련종사자 직업7 기능원및관련기능종사자 직업8 장치, 기계조작및조립종사자 직업9 단순노무종사자 직업10 그외 지역 - 산업의경쟁강도 Herfindahl 경쟁지수 상대적기업규모 개별기업의종사자수의지역-산업별종사자수에대한비율을자승하여지역의해당산업에대해합계하여얻어지는 Herfindahl Index 지역-산업의평균사업체당종사자수를해당산업의전국사업체당종사자수로나눈값

75 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 51 < 표 3-9> 계속 지역화경제 변수명정의평균표준편차 절대적산업집중지수 상대적산업집중지수 지역의해당산업의총종사자수가지역의총종사자수에서차지하는비율 절대적산업집중계수를전국에서해당산업총종사자수가전국의총종사자수에서차지하는비율로나눈값 지역 - 산업의사업체수지역의해당산업의총사업체수 ( 로그값 ) 지역 - 산업의종사자수지역의해당산업의총종사자수 ( 로그값 ) 도시화경제 Herfindahl 도시화지수 Ellison-Glaeser 도시화지수 면적당종사자수 지역 - 산업의종사자수가지역의총종사자에서차지하는비율의자승한값을지역의모든산업에대해구한후합계를한 Herfindahl Index 지역 - 산업의종사자수가지역의총종사자수에서차지하는비율과해당산업의전국종사자수가전국의총종사자수에서차지하는비율사이의차이를구한후그값을자승한후모든산업에대해합계를구한값, EG Index 시군구의총종사자수를지역의면적으로나눈값 ( 로그값 ) 지역의종사자수시군구의총종사자수 ( 로그값 ) 지역의부존자원 지역의교육수준시군구의평균교육연수 사업서비스업비율 시군구의사업서비스종사자가지역의전체종사자수에서차지하는비율 ( 로그값 ) 재정자립도 시군구의 재정자립도 (=자체 세입 / 세출 총 액 )(%) 도로연장률 시군구의도로의길이를그지역의면적으로나눈값 (%)

76 52 한국의임금격차 < 표 3-10> 최상위월급 10 개시군구와최하위월급 10 개시군구 최상위 / 최하위월급10위의시군구 울산동구 (30), 충북제천시 (11) 서울동작구 (40) 전남광양시 (15) 경기도용인시 (54) 울산중구 (27) 성남분당구 (24) 경기도의왕시 (15) 수원권선구 (14) 경기도군포시 (31) 부산해운대구 (29) 부산금정구 (31) 대구서구 (25) 대구달성군 (15) 광주서구 (22) 경기도광명시 (30) 강원도강릉시 (15) 충북충주시 (15)) 충남공주시 (10) 전남목포시 (20) 10 개지역의평균월급최고 / 최저시군구의월급 만원 만원 만원 98 만원 최고임금 / 최저임금 * 지역명다음의괄호안에기재된수치는해당시군구의표본수를보여준다. 우리는지역별임금격차가성별, 결혼여부, 교육수준별, 직업별, 산업별로어떻게다른가를분석하고자한다. 그런데시군구별평균임금자료를위의변수별로세분하면각 cell에해당하는표본수가너무작아평균월급자료의신빙성에의문이제기될수있다. 따라서 < 표 3-11> 과 < 표 3-12> 의분석에서는시군구별지역임금격차대신에광역시. 도별임금격차를분석한다. < 표 3-11> 은광역시 도별평균종사자월급을보여주고있는데울산광역시가 207.8만원으로가장높으며평균종사자월급이가장낮은부산의 135.2만원의 1.54배가된다.

77 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 53 < 표 3-11> 광역시 도별월급격차 광역시 도표본수월급 (10,000 원 ) 울산서울경기경남전남광주충북충남경북대전인천대구전북강원부산최상위소득 / 최하위소득 < 표 3-12> 에의하면남성의경우평균월급이가장높은울산과가장낮은부산간에 1.49의임금격차가있으나여성의경우가장높은부산의월급이가장낮은강원도의월급의 1.8배가되어여성에게지역적임금격차가더큼을알수있다. 남성의경우기혼종사자의지역적임금격차가더크나여성의경우기혼종사자의지역적임금격차가더적은것이대조적이다. 기혼여성의경우상대적으로임금이낮은직종에많이취직하고있어지역이큰차이를만들지않고있음을보여준다고할수있다. 교육수준별지역적임금격차를살펴보면초급대졸이상의높은교육수준을가진종사자의지역적임금격차 (1.49) 가낮은교육수준을가진종사자의지역적임금격차 (1.8) 보다더적은것을알수있다. 고학력자의취업시장이전국적인것으로지역에따른차이가적음을보여준다. 직업에따른지역적임금격차에서도이와비슷한현상을살펴볼수있는데전문직의겨우가장높은울산의 270.4만원이가장낮은강원도의 161.1만원의 1.68배로판매서비스직을제외한다른어느직종보다지역적격차가낮음을보여준다.

78 54 한국의임금격차 < 표 3-12> 성별, 결혼, 교육수준, 직업및산업별지역간평균종사자월급의차이 성별 최상위소득지역명 최상위소득지역평균월급 (10,000 원 ) 최하위소득지역명 최하위소득지역평균월급 (10,000 원 ) 최상위지역월급 / 최하위지역월급 남성울산 부산 여성부산 강원 성별 ( 기혼미혼 ) 남성미혼서울 강원 남성기혼울산 대구 여성미혼서울 광주 여성기혼울산 강원 교육수준 고졸이하울산 강원 고졸울산 대구 초급대졸이상울산 강원 직업 전문직 (1) 울산 강원 사무원 (2) 충남 강원 판매서비스직 (3) 울산 전북 기능직및일반노동 (4) 울산 대구 산업 농업, 어업, 광업 (1) 부산 경북 제조업 (2) 울산 대구 건설, 유틸리티 (3) 충남 부산 (4) 도소매, 숙박, 음식업, 운수업 (5) 통신, 금융, 보험, 부동산, 임대업, 사업서비스 (6) 공공행정, 국방, 사회보장, 교육, 보건, 사회복지 (7) 오락문화, 기타공공, 수리, 개인서비스 전남 경북 전남 울산 울산 전북 광주 울산

79 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 55 이것또한전문직의경우취업시장이전국적임을나타내는것이라고할수있다. 판매서비스직의경우지역적임금격차가 1.59로매우낮은데이는월급수준이매우낮아지역에따른격차가매우적음을나타낸다. 이와같은현상은산업별지역적임금격차에서도현저하게나타나는데도소매, 숙박, 음식업, 운수업의경우지역적임금격차가 1.49로대부분의다른산업의지역적임금격차비율인 2배보다훨씬낮음을살펴볼수있다. 농업, 어업, 광업의경우지역적격차비율이 4.43로매우높게나타나고있는데이는 3개의매우다른산업을하나의그룹으로묶은데서발생한예외적인현상으로무시하는것이합당하다고생각된다. < 표 3-13> 의열 1~7은시군구의종사자평균월급이종사자가거주하는시군구의특성과매우강하게연관되어있음을보여주는 OLS 추정결과를보여주고있다. 제1열에서시군구평균월급의로그값을종사자가거주하는시군구의노동자밀도의로그값변수 ( 면적당종사자수 ) 에회귀분석하였다. 면적당종사자수의계수는통계적으로유의하며양의값을갖는다. 그러나계수의값은노동밀도의탄력치로 2.5를제시하고있는데이는 Combes et al. (2008) 가프랑스의임금자료를분석하며얻은탄력치 4.9보다크게적은수치이다. R 2 값도다른변수에비해설명력이크지않음을보여준다. Combes et al. (2007) 의경우 R 2 가 0.51로가장설명력이있는변수였다. 프랑스의경우에비해우리나라의경우시군구의노동밀도가해당지역평균월급에강력한양의영향을미치지못하는것으로나타나는것은뒤에서논의되는바와같이인구밀도가높은지역에거주하는종사자가이지역에서제공되는교육기회의다양성등높은삶의질을향유하고고용기회가다양하여전직의가능성이높기때문에생산성에비해낮은임금을보상임금으로수용하기때문인것으로사료된다. 프랑스의경우우리나라에비해삶의질에있어서대도시와소도시간에큰차이가없다고할수있다. 제2열은시군구평균월급의로그값을종사자가거주하는시군구의전체종사자수의로그값변수에회귀분석하였다. 전체중사자수변수는많은문헌에서도시화경제를반영하는변수로이용되고있다. 이변수의계수는통계적으로유의하며양의값을갖는데계수의값은탄력치로

80 56 한국의임금격차 6.8을보여주고있어 Combes et al. (2008) 가프랑스임금자료분석에서얻은탄력치 4.9보다오히려크다. 그러나이변수의경우에도설명력은크지못하다. 이변수에대한우리나라와프랑스간의차이에대하여도위에서논의한노동밀도에대한설명이적용될수있을것이다. 제3열에서시군구평균월급의로그값을종사자가거주하는시군구산업구조의비다양성의로그값 (Ellison-Glaeser 도시화 ) 변수에회귀분석하였다. 비다양성변수도많은문헌에서도시화경제를반영하는변수로이용되고있다. 이변수의계수는통계적으로유의하나계수의부호가음이아니라양이어서 Combes et al. (2008) 가프랑스임금자료분석에서얻은결과와대조를이루고있다. 이는우리나라의경우지역의비다양성이임금을높이는역할을하고있음을보여준다고할수있다. 이변수의경우에도설명력은크지못하다. 지역의다양성변수와임금간의관계에대하여는다음절에서상세히논의한다. 제4열에서시군구평균월급의로그값을종사자가거주하는시군구의평균교육수준을나타내는변수에회귀분석하였다. 이변수의계수는양의값을가지며통계적으로유의하다. 지역교육수준변수의설명력은다른변수들에비해상대적으로크다는것을 R 2 값이보여주고있다. 제 5열에서는지역의 outsourcing 가능성을반영하는변수 ( 사업서비스업비율 ) 에대해회귀분석한결과를보여주고있는데 outsourcing 변수는양의통계적으로유의한값을보여주고있으며상대적으로큰설명력을보여주고있다. outsourcing 가능성의증가는개별노동자의협상력을저하시켜임금의하락을초래할수있다고예상할수도있으나우리의추정결과는 outsourcing가능성의증가가기업체당종사자수를감소하고종사자의생산성을증가시킴을통해임금을인상시키는효과가더강함을보여준다고할수있다. 지역의인프라투자환경을나타내는변수로시군구의재정자립도를나타내는변수와도로연장률변수를이용했는데재정자립도변수는양의부호를갖고통계적으로유의하다. 이변수의설명력또한상대적으로큼을알수있다. 도로연장률변수는계수값이유의하지못하다. < 표 3-13> 에서보여준 OLS 분석결과는다른변수들을통제하지않

81 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 57 은단순한상관관계를개괄적으로보여주고있음에유의할필요가있다. 따라서이표에서보여준도시화경제변수나도시의부존자원에대한변수들의계수값이나통계적유의도는다음절회귀분석의두번째단계에서얻어지는계수값이나통계적유의도와크게다룰수있음을잊지말아야할것이다. < 표 3-13> 시군구의평균종사자월급을종속변수로사용한단순상관분석 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) 면적당종사자수 상수항 (74.53) 계수 (2.27) 지역의종사자수 (12.98) (2.24) Ellison- Glaeser 도시화지수 (196.17) (2.15) 지역의교육수준 (28.69) (3.87) 사업서비스업비율 (49.01) (3.48) 재정자립도 (93.10) (3.81) 도로연장률 (111.80) (-0.88) Adjust ed R 제 5 절회귀분석결과 우리는먼저식1을첫번째단계로계산한다. 계산결과가 < 표 3-14> 의제1열에보여지고있다. < 표 3-14> 의제1열과제2열은지역화경제변수와지역 산업의경쟁강도를반영하는변수들을포함하지않고있다. 성별에대한계수는매우유의한양 (+) 의계수를갖는다. 남성이여성보다 38% 더높은월급수준을보여주는데제4절에살펴본바와같이전국적으로남성의평균월급은 197.9만원이고여성의평균월급은 만원이어서 68% 가높으므로다른변수들의통제를통해양성임금격차의약 30% 포인트가설명될수있음을알수있다. 종사자의교육년수의계수도유의한양의값을갖는다. 교육수준이 1 년증가하면월급이 2.2% 증가함을알수있다.

82 58 한국의임금격차 < 표 3-14> 종사자월급을종속변수로한첫단계회귀분석 : 식 1 의추정 성별 (18.84) 교육년수 (5.06) 연령 (12.61) 연령자승 (12.55) 교육의질 (3.23) 정규직 (16.44) 기혼 (2.74) 이혼혹은사별 (0.50) 노동조합 (6.68) 부모의교육년수 (2.85) 사업체규모 규모 (2.05) 규모 (0.30) 규모 (0.25) 규모 (0.61) 규모 (0.18) 규모 (2.48) 직업 직업 (4.68) 직업 (5.39) 직업 (1.83) (1) (2) (3) (4) (5) (6) (4.39) (13.76) (13.75) (3.74) (16.24) (1.59) (6.36) (2.87) (1.83) (0.03) (0.38) (0.87) (0.19) (2.30) (4.55) (5.90) (2.43) (18.73) (5.04) (12.65) (12.58) (3.25) (16.52) (2.73) (0.55) (6.60) (2.83) (1.92) (0.16) (0.29) (0.67) (0.11) (2.44) (4.76) (5.43) (1.77) (18.68) (5.05) (12.60) (12.54) (3.26) (16.52) (2.78) (0.54) (6.58) (2.83) (1.98) (0.23) (0.27) (0.63) (0.12) (2.42) (4.68) (5.40) (1.71) (18.55) (5.04) (12.68) (12.60) (3.24) (16.44) (2.76) (0.53) (6.55) (2.82) (1.98) (0.23) (0.31) (0.65) (0.15) (2.43) (4.67) (5.42) (1.80) (18.56) (5.04) (12.66) (12.59) (3.27) (16.48) (2.74) (0.56) (6.58) (2.83) (1.95) (0.19) (0.34) (0.67) (0.14) (2.43) (4.68) (5.47) (1.78)

83 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 59 < 표 3-14> 의계속 (1) (2) (3) (4) (5) (6) 직업 (3.77) (3.05) (3.87) (3.74) (3.77) (3.78) 직업 (1.45) (1.19) (1.45) (1.44) (1.46) (1.45) 직업 (0.84) (0.49) (0.87) (0.86) (0.81) (0.80) 직업 (2.98) (2.45) (2.95) (2.85) (2.93) (2.96) 직업 (7.24) (6.32) (7.19) (7.16) (7.21) (7.20) 미혼남성 (9.02) 기혼남성 (11.14) 기혼여성 (3.62) 지역화경제절대적산업집중지수 (3.21) 상대적산업집중지수 (3.43) 지역- 산업의사업체수 (0.51) 지역- 산업의종사자수 (1.08) Herfindahl 경쟁지수 (1.26) (1.09) (1.63) (1.77) 상수항 (16.73) (16.43) (16.45) (16.53) (15.65) (15.54) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는시군구내에서상호연관됨을가정함. 모든회귀식에서 177 개의시군구에대한고정효과와 18 개의산업에대한고정효과를통제하고있음. 회귀식에포함된표본수는 3,319 임. 종사자의경험을나타내는연령의계수도유의하며양의부호를갖는다. 반면연령의자승인변수는유의한부의계수를가지어연령과월급의관계가비선형 (nonlinear) 임을알수있다. 정규직종사자는파트타임종사자에비해월급이 34% 높음을알수있다.

84 60 한국의임금격차 기혼에대한계수도유의한양의값을보이며기혼자가미혼자보다 5% 더높은월급을받고있음을보여준다. 제2열의결과에서보는바와같이기혼여성의월급은기혼남성에비해현저히낮으며기혼남성의월급이가장높고다음으로미혼남성의월급이높다. 미혼남성은미혼여성보다 24% 월급이높고기혼남성은미혼여성보다 37% 높은월급을받는다. 반면기혼여성은미혼여성보다 12% 낮은월급을받는다. 부모의교육수준이유의한양의효과를보여주고있으나그계수의크기가매우작음을알수있다. 우리나라의경우대기업에근무하는종사자는동일한연수의교육수준을가지면서도더유명한대학을나오는등교육의질이우수하다. 이점을반영하기위해교육연수와기업의종사자수와의교차항을교육의질을나타내는변수로이용한다. 교육의질에대한계수는유의한양의값을보여준다. 교육의질을통제하는여부와관계없이종사자 1~9인의가장적은규모의업체종사자의월급은종사자 100~299인의업체에비해유의하게낮고 500인이상의종업원을가진가장큰규모업체의월급이종사자 100~299인의업체에비해유의하게높다. 종사자 1~9인을가진업체종사자는 100~299인의업체에비해 8% 낮은월급을받는반면 500 인이상의종업원을가진업체의종사자는 100~299인의업체에비해 8% 높은월급을받는다. 업체내에노동조합이존재하는업체에종사하는종업원은그렇지않은업체에비해유의하게높은월급을받는데노동조합이존재하지않는업체에비해 15% 더높은월급을받는다. 직업에따른월급의차가높은데직업 1( 입법, 고급관리 ), 2( 전문직 ), 3( 기술및준전문직 ) 에근무하는종사자의월급이사무원의월급에비해유의하게각각 32%, 14%, 4% 더높으며직업 5 ( 서비스, 판매원 ), 6 ( 숙련농업및어업종사자 ), 7( 수공업및관련직업 ), 8 ( 기능공, 기계공작원 ), 9 ( 초급노동자 ) 에근무하는자의월급은사무원에비해유의하게 10~31% 더낮다. < 표 3-14> 의제3-5열과 < 표 3-15> 에서는지역 산업의집중도에대한변수 ( 지역화경제변수 ) 와지역 산업에속한업체간경쟁강도를

85 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 61 나타내는변수들을식1에포함시킨결과를보여준다. < 표 3-14> 의제1 열에보고된회귀식에산업집중도와경쟁강도에대한 2개의변수를추가한것이다. 지면을절약하기위해 < 표 3-14> 의제1열에보고된모든계수의값은 < 표 3-15> 에서보고를생략하였다. < 표 3-14> 와 < 표 3-15> 는 177개시군구에대한고정효과와 18개의주요산업에대한고정효과를통제하였다. < 표 3-14> 의제3-4 열과 < 표 3-15> 의제 1~2열에서지역화경제를나타내는절대적산업집중지수와상대적산업집중지수변수가모든경우에유의한양의효과를가짐을알수있다. Lee, Jang and Hong(2008) 에서 2000년광공업조사보고서의개별제조업체의자료를이용하며노동생산성을종속변수로하며업체의특성변수와지역화경제변수, 그리고도시화경제변수들을독립변수로하며회귀분석을행하였다. Lee, Jang and Hong(2008) 에서도절대적산업집중지수와상대적산업집중지수변수가모든경우에유의한양의효과를가지었으며절대적산업집중지수변수의계수는 이고상대적산업집중지수변수의계수는 이었는데이들계수의크기는이들변수들에대한 < 표 3-14> 와 < 표 3-15> 의계수인 0.34~0.37과 ~ 보다각각 1.6~1.7배가량더크다. 지역 산업의집중이제조업의생산성에미치는양의효과가지역 산업의집중이모든산업에대하여종사자의임금에미치는양의영향에비해 60~70% 더크다는것은매우합리적인결과이다. 따라서종사자가근무하는업체가위치한지역에해당업체가속한산업이집중되어있는경우에임금이유의하게높아진다는결론을내린다. < 표 3-14> 의제5~6열과 < 표 3-15> 의제 3-4열은지역화경제를지역 산업의사업체수나지역 산업의종사자수로나타내는경우의결과를보여주고있는데모든경우에있어서유의한결과를보여주지못하고있다. 이와같은결과는 Lee, Jang and Hong(2008) 에서얻어진결과와크게다르다. 후자의제조업생산성에대한회귀분석에서이들두변수는유의한양의효과를보여주고있다. 이와같이상이한결과를얻게된것은 Lee, Jang and Hong(2008) 에서는 16개의광역시. 도로지역고정효과를통제한반면에본보고서에서는 177개의시군구로지역

86 62 한국의임금격차 고정효과를통제한데서연유한것같다. 본보고서의경우지역고정효과와지역 산업의종사자수나사업체수가모두 177개시군구에대해측정하였기때문에높은상관관계를유발하며이로인해지역 산업의종사자수나사업체수변수들이유의한값을갖지못하는것으로생각된다. 따라서임금방정식에서지역화경제를나타내는변수로지역 산업의종사자수나사업체수변수들이적절하지못함을보여준다고할수있다. < 표 3-15> 종사자월급을종속변수로한첫단계회귀분석 : 식 1 의추정 지역화경제 절대적산업집중지수 상대적산업집중지수 지역 - 산업의사업체수 지역 - 산업의종사자수 상대적규모 (1) (2) (3) (4) (2.39) (0.61) (2.71) (0.78) (0.57) (1.87) (0.25) (1.74) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는시군구내에서상호연관됨을가정함. 모든회귀식에서 177 개의시군구에대한고정효과와 18 개의산업에대한고정효과를통제하고있음. 회귀식에포함된표본수는 3,319 임. 지면을절약하기위해 < 표 3-14> 의제 1 열에보고된모든계수의값은 < 표 3-15> 에서보고를생략하였음. < 표 3-14> 의제3-6열과 < 표 3-15> 에보여진지역 산업에속한업체간경쟁강도를나타내는 Herfindahl 경쟁지수와상대적규모변수들은모두양의효과를나타내는데일부의회귀식에서만한계적으로유의하다. < 표 3-16> 에서는 Herfindahl 경쟁지수를산출함에있어서서울과광역시의구를구분하는대신에이들대도시전체를통합하여산출하였는

87 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 63 데이경우에 Herfindahl 경쟁지수는모든경우에유의한양의효과를보여준다. 지역 산업에속한업체간경쟁강도를반영하는관점에서는구를구분하는것보다서울과광역시전체로통틀어취급하는것이더바람직함을보여준다고할수있다. < 표 3-16> 종사자월급을종속변수로한첫단계회귀분석 : 식 1 의추정, Herfin- 지역화경제 dahl 경쟁지수를구에대한구분없이서울시 광역시단위로산출 절대적산업집중지수 상대적산업집중지수 지역 - 산업의사업체수 지역 - 산업의종사자수 Herfindahl 경쟁지수 (1) (2) (3) (4) (2.43) (2.64) (2.19) (2.51) (0.49) (3.22) (1.18) (3.27) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는시군구내에서상호연관됨을가정함. 모든회귀식에서 177 개의시군구에대한고정효과와 18 개의산업에대한고정효과를통제하고있음. 회귀식에포함된표본수는 3,319 임. 지면을절약하기위해 < 표 3-14> 의제 1 열에보고된모든계수의값은 < 표 3-15> 에서보고를생략하였음. 이들변수들은지역 산업에속한업체간경쟁의결손을반영하므로양의효과는지역 산업에속한업체간경쟁은임금을낮추는효과가있음을보여준다. 이결과는 Lee, Jang and Hong(2008) 에서얻어진결과와상반되고있다. 후자에서는생산액집중비율 (Output Concentration Ratio) 을사용하였는데이는본보고서의 Herfindahl 경쟁지수와매우유사한변수이다. 전자는개별업체의생산액을이용하여 Herfindahl Index 를산출한반면후자는개별업체의종사자수를이용하여 HI를산출하였다. Lee, Jang and Hong(2008) 에서생산액집중비율변수는개별제조업체의생산성에항

88 64 한국의임금격차 시유의한음의효과를보여준반면본보고서에서 Herfindahl 경쟁지수변수는개별종사자의임금에일관성있게양의효과를보여준다. 상반된결과는제조업에있어서지역 산업에속한업체간경쟁은개별업체의생산성을향상시키나제조업외에비제조업도포함하는모든산업에있어서지역 산업에속한업체간경쟁은이들업체에종사하는종사자들의월급을낮추는효과가있음을보여준다고할수있다. 지역 산업에속한업체간경쟁이심할경우업체의생산성은향상하나업체의생존을위한노력의하나로임금을최대한낮추는노력을하고있음을의미한다. < 표 3-17> 에서제2단계의추정으로식 2를계산한것을보여준다. < 표 3-14> 의제6열에보고된회귀식결과로부터 177개의시군구에대해산출된계수를종속변수로사용하며도시화경제를나타내는변수와시군구의지역환경을나타내는변수들을독립변수로이용하며회귀식을계산하였다. 도시화경제변수들과지역교육변수는각각하나의변수만이용하며회귀식을추정한후결과를 < 표 3-17> 의제1~5열에보고하였다. < 표 3-17> 의마지막열에서는 Herfindahl 도시화경제지수변수외에지역의교육수준, 재정자립도, 도로연장률그리고사업서비스업비율변수를모두함께포함한회귀식결과를보여준다. 도시화경제를나타내는변수들중 Herfindahl 도시화경제지수와 Ellison-Glaeser 도시화경제지수변수는유의한양의효과를보인다. 프랑스의자료를분석한 Combes et al.(2008) 의결과와는대조적으로두개의비다양성변수가우리나라의경우음의부호를갖지않고양의부호를갖는다. 우리나라에서는산업구조가다양한지역보다집중된지역에서종사자임금이높음을보여주는것같다. 본보고서의결과는 Lee, Jang and Hong(2008) 에서얻어진결과와도대조를이루고있다. 후자에서 Ellison-Glaeser 도시화경제 ( 비다양성 ) 지수변수는제조업의생산성에유의한음의효과를보여준다.

89 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 65 < 표 3-17> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수 Herfindahl 도시화지수 면적당종사자수 지역의종사자수 들의계수를종속변수로하는식 2 의추정 Ellison-Glaeser 도시화지수 지역의교육수준 재정자립도 사업서비스업비율 도로연장률 상수항 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (2.44) (0.78) (1.41) (0.34) (1.12) (0.88) (2.72) (1.84) (1.71) (1.24) (2.52) (0.32) (1.49) (0.81) (0.32) (0.38) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는 16 개지역 ( 특별시, 광역시, 그리고도 ) 에서상호연관됨을가정함. 회귀식에포함된관측수는 171 임. 이와같이상반된결과는다음과같이해석될수있을것이다. 우리나라의경우지역의산업구조가다양한것은 knowledge의 cross fertilization 을유발하여해당지역에소재하는업체의생산성을높이는것이사실이나이것이임금의상승으로연결되지않는것같다. 대도시지역에서산업구조가다양한것은다양한소비재와서비스가, 특히우수한자녀교육서비스가부여되고있음을의미하는데이와같은삶의질의향상에따른보상임금으로낮은임금을종사자가수용할용의가있음을알수있다. 또한지역의산업구조가다양한것은취업기회의다양화를불러온다. 특정산업의제품에대한수요가급격히감소하여이산업의종사자가실직되는경우에지역내다른산업의경기가양호한경우후

90 66 한국의임금격차 자의산업으로전직할수있는기회가많을것이다. 따라서종사자는산업구조가다양한지역에서전직가능성의증대에대한보상임금으로낮은임금을수용할용의가있을것이다. 이와같은해석은제 2절에서논의된바와같이부산, 대구, 인천, 대전및광주의광역도시들의평균임금이왜다른지역에비해낮은가를또한설명해주는것같다. 프랑스와우리나라의결과가상반되는것은프랑스에서는작은도시에거주하여도다양한소비재와서비스특히양질의교육서비스를향유하는데지장이없으나우리나라의경우아직도대도시에서만이러한것을향유할수있으므로대도시거주자는낮은보상임금을수용해야하는것같다. < 표 3-17> 에서도시화경제를반영하는다른두변수, 즉면적당종사자수와지역종사자수변수들이양의효과를가지나통계적으로유의하지못하다. 기타지역의부존환경을나타내는변수들, 즉지역의평균교육수준, 재정자립도, 사업서비스업비율, 그리고도로연장률의변수들이양의효과를가지나통계적으로유의하지못하다. 이들변수들은제조업체의생산성을분석한 Lee, Jang and Hong(2008) 에서모두양의계수를가지며통계적으로유의하였으며프랑스의자료를분석한 Combes et al.(2008) 에서도면적당종사자수, 지역종사자수, 지역의전문직평균교육수준을반영하는유사한변수들이양의효과를가지며통계적으로유의하였다. 이와같이상반된결과를보여주고있는것도우리나라에서는대도시에서양질의교육서비스를비롯한다양한소비재와서비스가제공되고있는것과타산업의직장으로전직가능성이높은것에대한보상으로낮은임금을종사자들이수용하고있는것이라는이론을이용하여해석하는것이타당할것같다. Dalmazzo and Blasio(2007) 는 Roback(1982) 과 Rauch(1993) 이개발한모형을이용하며지역의교육수준의향상은생산외부효과를발생하여그지역에소재하는업체의생산성을향상시킬뿐만아니라소비외부효과를동시에발생하여그지역의삶의질을동시에향상시킨다고주장한다. 지역의교육수준향상의생산외부효과는그지역의임금수준과주택과토지의지대를향상시키는것이사실이나교육수준향상의소비외부효과는그지역의지대는하락시키지않으나임금수준을하락시킨

91 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 67 다. 임금수준이하락되는것은그지역의주민이높은삶의질을향유하는대가로낮은임금을수용할용의가있기때문이라고한다. 따라서 Dalmazzo and Blasio(2007) 는실증분석에있어서지역의교육수준향상의지대에대한양의효과는적절하나지역교육수준향상의임금에대한효과는항시과소추정된다고주장한다. Dalmazzo and Blasio(2007) 는이태리의임금과지대에대한회귀분석에서지대방정식에서는지역교육수준변수의계수는 0.09로항시통계적으로유의한결과를얻었으나임금방정식에서는지역교육수준변수의계수는 0.03으로계수의절대값이작을뿐만아니라통계적유의도도일관성이없는결과를얻었다. 그들은지역교육수준의임금에대한효과가과소평가되었으므로지대에대한계수추정의값인 0.09의수준으로 0.03에서상향조정되어야한다고주장한다. 위에서토론된바와같이우리나라의경우도시의다양성이임금에음의영향을미친다는것, 면적당종사자수또는도시의총종사자수의변수들을사용한도시화경제에대한두개의변수들이양의값을가지나통계적으로유의하지않은것, 그리고지역의평균교육수준을비롯한도시환경에대한여러가지변수들이유의한계수를가지지못하는것등에대해설명함에있어서 Roback(1982) 과 Rauch(1993) 의삶의질에대한모형을사용하며설명할때결과가합당한것으로판정될수있다. 삶의질이높은지역에서는삶의질향상에대한보상임금으로종사자가낮은임금을수용할수있다는점이 Roback 과 Rauch 의모형에서강조되고있다. < 표 3-17> 의제5열에보고된지역의교육수준이종사자의임금에미치는영향은 0.022로계산되었는데위에언급된 Dalmazzo and Blasio(2007) 에서얻어진계수 0.03보다약간작은수치이며장수명, 이번송 (2001) 에서얻어진계수 0.055나이번송, 김용현 (2004) 에서얻어진 0.048보다많이작은수치이다. 그러나후자의우리나라에대한두연구에서는지역화경제와지역 산업에속한업체간경쟁성강도등의변수들에대한통제가적절히되지못하였다는점을감안할때본보고서의연구결과가합리적임을보여준다고할수있다. 특히본보고서에서사용된두단계에거친회귀분석모형이적절함을증명한다고할수있다.

92 68 한국의임금격차 제 6 절종사자의특성그룹별회귀분석결과 제5절의 < 표 3-14> 와 < 표 3-17> 에서모든종사자에대하여두단계의추정을통해종사자의특성, 지역 산업의지역화경제, 지역 산업의업체간경쟁강도, 지역의도시화경제그리고지역의부존여건들이종사자의월급수준에미치는영향을살펴보았다. 본절에서는동일한분석을종사자의성별및결혼여부 < 표 3-18a> 와 < 표 3-18b>, 학력 < 표 3-19>, 사업체규모 < 표 3-20>, 직업 < 표 3-21>, 그리고산업 < 표 3-22> 별로행하고그결과를보고한다. < 표 3-18>~< 표 3-22> 의모든도표에서상단의제1열에는 < 표 3-17> 의제1열에보고된것과유사한식 2의 Herfindahl 도시화 ( 비다양성 ) 지수변수의계수를보고하고상단의제2열에는 < 표 3-17> 의제6열에보고된것과유사한식2의 Herfindahl 도시화 ( 비다양성 ) 지수, 지역의교육수준, 재정자립도, 사업서비스업비율그리고도로연장률변수들의계수를함께추정한것을보고하고있다. < 표 3-18>~< 표 3-22> 의모든도표에서하단에는 < 표 3-14> 의제4열에보고된것과유사한것으로식1의지역화경제를반영하는변수로상대적산업집중지수변수의계수를추정하고지역 산업에속한업체간경쟁강도를나타내는변수로 Herfindahl 경쟁지수변수의계수를추정한것을보고하고있다. < 표 3-18> 에서 < 표 3-22> 까지분석되고있는것은제4절의 < 표 3-12> 에서 1차적으로분석된결과를보다체계적으로분석하는것이라할수있을것이다. < 표 3-18a> 와 < 표 3-18b> 의상단에보고된결과를종합해보면남성종사자의경우는도시의비다양성이임금을유의하게증가시키는반면여성종사자의경우는도시의비다양성이임금을유의하게증가시키지못함을알수있다. 기혼남성은다양성이없는지역에서높은임금을받는반면미혼남성은다양성이없는지역에서높은임금을받지않는다. 여성의경우는반대로미혼여성은다양성이없는지역에서높은임

93 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 69 금을받는반면기혼여성은다양성이없는지역에서높은임금을받지못한다. 이와같은결과는두가지의상이한관점에서해석될수있다. 하나의관점은기혼남성과미혼여성이다양성이적은도시에서상대적으로높은월급을받고있다고해석할수있다. 이는기혼남성과미혼여성이대기업의제조업체에많이종사하는것과관련이있을것이다. 또다른관점에서는미혼남성과기혼여성이소비의다양성이높아삶의질이높은대도시에서낮은임금을수용할용의가강한것으로해석할수있다. 이는미혼남성이양질의교육기회또는전직가능성이높은것에관심이크고기혼여성이자녀의교육을위해양질의교육기회에관심이많은것과관련이있을것이다. < 표 3-18a> 와 < 표 3-18b> 의하단에보고된결과를종합해보면남성종사자의경우, 특히기혼남성의경우지역 산업이종사자가근무하는산업에집중되어있을때높은월급을받으며지역 산업의업체들간에경쟁이결여된지역에서남성이높은월급을받는다. 미혼남성과여성의경우지역 산업이집중되어있는업체에근무하거나소수의업체가지배하는지역 산업에속한업체에근무하는종업원이높은월급을받지못한다. 미혼여성은지역 산업의집중으로부터한계적유의한양의효과를받는것으로보인다. < 표 3-19> 의상단에보고된결과에의하면고졸이하의낮은교육을받은종사자나고졸이상의높은교육을받은종사자는도시의비다양성으로부터유의한양의효과를받는것으로보인다. < 표 3-19> 의하단에보고된결과에의하면고졸수준의교육을받은종사자만이지역 산업의집중으로인해유의한양의효과를받으며지역 산업업체간경쟁의결손으로부터한계적으로유의한양의효과를받는것으로보인다. 이는고졸학력의많은종업원들이특정산업이집중되고소수기업이지배하며다양성이결여된소도시의직장에근무하고있는현상을설명하는것으로보인다. < 표 3-20> 의결과는 500인이하의종업원을가진상대적으로적은업체에근무하는종사자의임금은도시의비다양성과지역 산업의집중으

94 70 한국의임금격차 로부터유의한양의효과를가지나 500인이상의종업원을가진상대적으로큰업체에근무하는종사자의임금은도시의비다양성과지역 산업의집중으로부터유의한양의효과를가지지못하며단지지역 산업에속한업체간경쟁의결손으로부터한계적으로유의한양의효과를받는다. 대기업의경우임금협상이본사수준에서이루어지기때문에지역노동시장의여건이종사자임금에미치는효과가매우약할수있을것이다. < 표 3-21> 의상단에보고된결과에의하면전문직과기능및일반노동직에종사하는종사자는도시의비다양성으로부터유의한양의효과를받는것으로보이는반면사무직과판매직에종사하는종사자는도시의다양성으로부터유의한양의효과를받는것으로보인다. 전문직이나기능직은다양성이적은소도시에서높은임금을받을수있으나사무직과판매직은다양성이존재하는대도시에서높은임금을향유할수있음을의미한다. < 표 3-21> 의하단에보고된결과에의하면사무직과기능및일반노동직에종사하는종사자는해당산업이그지역에집중되어있는경우에높은임금을향유하나판매서비스직의종사자의임금은지역 산업의집중으로부터유의한음의효과를받는다. 사무직과판매서비스직의종사자의임금은지역 산업에속한업체간경쟁의결손으로부터한계적으로유의한양의효과를받는것으로보인다. < 표 3-22> 의제 2열의결과는제조업종사자의임금의경우도시의비당양성, 재정자립도, 도로연장비율, 그리고지역 산업의집중으로부터유의한양의효과를갖는다. 이와같은결과는제조업체의생산성을분석한 Lee, Jang and Hong(2008) 에서얻어진결과와매우비슷한데도시의비다양성의경우에만상반된결과를보여준다. 후자의연구에서는도시의비다양성이제조업체의생산성에유의한음의효과를보여주었다. 앞에서논의한바와같이종사자가도시의다양성에서연유한삶의질향상과다양한소용기회가주어지어전직가능성이높아지는것에대한보상으로낮은임금을수용하는경우도시의다양성이도시에소재한업체의생산성을높이나그들업체에종사하는종사자의임금을낮출수있다. 비제조업에종사하는종사자의임금은도시화경제, 도시의부존환경, 지역화경제, 그리고업체간의경쟁에의해유의한영향을

95 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 71 받지않는것으로보인다. < 표 3-18a> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변 수들의계수를종속변수로하는식 2 의추정 - 남성 Herfindahl 도시화지수 (1.41) 지역의교육수준 재정자립도 사업서비스업비율 도로연장률 상수항 상대적산업집중지수 Herfindahl 경쟁지수 남성기혼남성미혼남성 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (2.09) (1.28) (0.44) (1.10) (0.23) (0.27) (0.70) (1.73) (2.08) 첫단계에서의집적의경제 (2.44) (1.81) (2.38) (0.62) (1.68) (0.53) (0.25) (1.46) (0.64) (0.01) (0.30) (0.82) (0.25) (1.03) 관측수 (0.50) (0.38) (1.27) (1.78) (0.69) (1.05) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는 16 개지역 ( 특별시, 광역시, 그리고도 ) 에서상호연관됨을가정함.

96 72 한국의임금격차 < 표 3-18b> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변 수들의계수를종속변수로하는식 2 의추정 - 여성 Herfindahl 도시화지수 (0.31) 지역의교육수준 재정자립도 사업서비스업비율 도로연장률 상수항 상대적산업집중지수 Herfindahl 경쟁지수 여성기혼여성미혼여성 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (3.29) (0.21) (1.03) (1.72) (0.15) (2.32) (0.98) (0.63) (2.47) 첫단계에서의집적의경제 (1.34) (1.06) (0.81) (0.90) (0.57) (0.81) (1.64) (0.96) (0.48) (1.03) (1.25) (6.37) (1.44) (0.51) 관측수 (1.76) (0.91) (0.64) (1.53) (1.76) (1.02) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는 16 개지역 ( 특별시, 광역시, 그리고도 ) 에서상호연관됨을가정함

97 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 73 < 표 3-19> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수 들의계수를종속변수로하는식 2 의추정 - 학력 Herfindahl 도시화지수 (1.24) 지역의교육수준 재정자립도 사업서비스업비율 도로연장률 상수항 상대적산업집중지수 Herfindahl 경쟁지수 고졸이하고졸고졸이상 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (3.44) (1.82) (0.72) (1.05) (1.30) (0.23) (0.92) (0.01) (0.24) 첫단계에서의집적의경제 (0.71) (0.43) (5.02) (1.13) (0.03) (0.09) (0.92) (0.68) (0.30) (0.18) (1.85) (0.82) (0.95) (0.03) 관측수 (1.98) (0.38) (1.10) (1.58) (0.08) (0.83) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는 16 개지역 ( 특별시, 광역시, 그리고도 ) 에서상호연관됨을가정함.

98 74 한국의임금격차 < 표 3-20> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수 들의계수를종속변수로하는식 2 의추정 - 사업체규모 Herfindahl 도시화지수 (1.01) 종사자수가 500 미만 종사자수가 500 혹은이상 (1) (2) (3) (4) (1.75) 지역의교육수준 (0.78) 재정자립도 (1.51) 사업서비스업비율 (0.33) 도로연장률 (1.21) 상수항 (5.70) (0.76) 첫단계에서의집적의경제 상대적산업집중지수 (2.75) Herfindahl 경쟁지수 (0.30) (0.42) (5.05) (1.02) (1.52) 관측수 (0.35) (0.40) (0.79) (1.25) (0.70) (0.40) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는 16 개지역 ( 특별시, 광역시, 그리고도 ) 에서상호연관됨을가정함.

99 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 75 < 표 3-21> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수 들의계수를종속변수로하는식 2 의추정 - 직업 Herfindahl 도시화지수 (3.29) 지역의교육수준 재정자립도 사업서비스업비율 도로연장률 상수항 상대적산업집중지수 Herfindahl 경쟁지수 전문직사무직판매서비스직 기능일반노동직 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (4.21) (1.48) (1.39) (2.13) (1.99) (1.68) (0.43) (0.68) (0.79) (0.50) (2.08) (0.18) (1.57) (0.41) (0.88) (0.36) (0.02) 첫단계에서의집적의경제 (0.79) (0.55) (1.68) (1.60) (7.95) (2.24) (1.79) (1.50) (0.80) (0.97) (0.68) (1.89) (1.13) (4.10) (2.12) (0.03) 관측수 (1.67) (1.08) (1.67) (0.18) (0.82) (1.09) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는 16 개지역 ( 특별시, 광역시, 그리고도 ) 에서상호연관됨을가정함.

100 76 한국의임금격차 < 표 3-22> 두번째단계회귀분석 : 첫단계회귀분석에서도출된시군구더미변수 Herfindahl 도시화지수 지역의교육수준 재정자립도 사업서비스업비율 도로연장률 상수항 상대적산업집중지수 Herfindahl 경쟁지수 들의계수를종속변수로하는식 2 의추정 - 산업 제조업 비제조업 (1) (2) (3) (4) (1.01) (0.66) (1.57) (0.70) (2.18) (0.57) (1.90) (0.39) 첫단계에서의집적의경제 (1.93) (0.78) (0.03) (2.68) (0.56) (0.38) 관측수 (0.01) (0.24) (1.08) (0.63) (0.89) (0.15) Adjusted R 주 : 괄호안의수치는 robust t- 값을나타내며, 표준오차는 16 개지역 ( 특별시, 광역시, 그리고도 ) 에서상호연관됨을가정함.

101 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 77 제 7 절결론, 정책적함의그리고연구의한계 본연구를통하여지역간임금격차의요인이무엇인지를밝히려고시도하였다. 지역간임금격차의결정요인에대한정확한정보는지역균형발전을기하기위한정책수립에매우중요한자료가될수있을것이다. 본연구과제의주목적은왜최상위시군구와최하위시군구간의지역적월급차이가 2.6배가되는가를밝히는것이다. 한국노동연구원의 8차 2006년노동패널자료를이용하며 178개시군구간의임금격차요인을분석하였다. 특정도시의높은임금이그와같은도시로집중하는종사자의인적자본이높기때문인지, 그와같은도시의집적의경제 (agglomeration economies) 때문에종사자가해당도시에서근무하게되면생산성이높아지기때문인지, 또는해당도시의입지상이점때문에해당도시에근무하면높은임금을받게되는것인지를확인하려고노력하였다. 제 2절에서행해진 1차적자료분석에서약간의아하게느껴지는사실을발견하였는데부산, 대구, 대전, 인천, 광주등울산과서울을제외한모든광역시가매우낮은월급수준을보여주고있다는것이다. 이점에대해해답을얻으려고노력하였다. Combes, Duranton and Gobillon(2008) 을따라서 2단계추정을했는데첫째의단계에서임금의로그값을지역고정효과변수, 산업고정효과변수, 지역 산업 (city-industry) 에대한지역화경제변수, 지역 산업에속한업체간경쟁강도를반영하는변수, 그리고종사자의특성변수등의독립변수에대해회귀분석을행하였다. 두번째단계에서첫번째단계에서추정된지역고정효과변수의추정된계수를종속변수로사용하며도시화경제변수, 그리고도시의부존자원 (endowments) 변수들의독립변수들에회귀분석을행하였다첫단계인식1의추정으로부터흥미있는결과를여러가지도출하였다. 남성이여성보다 38% 더높은월급수준을보여주는데 1차적자료분

102 78 한국의임금격차 석에서는남성의평균월급은 197.9만원이고여성의평균월급은 117.6만원이어서 68% 가높으므로다른변수들의통제를통해양성임금격차의약 30퍼센테지포인트가설명될수있음을알수있다. 종사자의교육수준이 1년증가하면월급이 2.2% 증가함을알수있다. 종사자의경험을나타내는연령의계수도유의하며양의부호를갖는반면연령의자승인변수는유의한부의변수를가지어연령과월급의관계가비선형 (nonlinear) 임을알수있다. 정규직종사자는파트타임종사자에비해월급이 34% 높음을알수있다. 기혼자가미혼자보다 5% 더높은월급을받고있음을보여준다. 미혼남성은미혼여성보다 24% 월급이높고기혼남성은미혼여성보다 37% 높은월급을받는. 반면기혼여성은미혼여성보다 12% 낮은월급을받는다. 부모의교육수준이유의한양의효과를보여주고있음을알수있다. 교육수준과기업의종사자수와의교차항을교육의질을나타내는변수로이용하였는데교육의질에대한계수는유의한양의값을보여준다. 종사자 1~9인을가진업체종사자는 100~299인의업체에비해 8% 낮은월급을받는반면 500인이상의종업원을가진업체의종사자는 100~299인의업체에비해 8% 높은월급을받는다. 업체내에노동조합이존재하는업체에종사하는종업원은노동조합이존재하지않는업체에비해 15% 더높은월급을받는다. 직업에따른월급의차가높은데직업 1( 입법, 고급관리 ), 2( 전문직 ), 3( 기술및준전문직 ) 에근무하는종사자의월급이사무원의월급에비해유의하게각각 32%, 14%, 4% 더높으며직업 5 ( 서비스, 판매원 ), 6 ( 숙련농업및어업종사자 ), 7( 수공업및관련직업 ), 8 ( 기능공, 기계공작원 ), 9 ( 초급노동자 ) 에근무하는자의월급은사무원에비해유의하게 10~31% 더낮다. 지역화경제를나타내는절대적산업집중지수와상대적산업집중지수변수가모든경우에유의한양의효과를가짐을알수있다. Lee, Jang and Hong(2008) 에서 2000년광공업조사보고서의개별제조업체의자료를이용하며노동생산성을종속변수로하며업체의특성변수와지역화

103 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 79 경제변수, 그리고도시화경제변수들을독립변수로하며회귀분석을행하였는데절대적산업집중지수변수의계수는 이고상대적산업집중지수변수의계수는 이었는데본보고서의이들계수인 0.34~ 0.37과 ~ 보다각각 1.6~1.7 배가량더크다. 지역 산업의집중이제조업의생산성에미치는양의효과가지역 산업의집중이모든산업에대하여종사자의임금에미치는양의효과에비해 60~70% 더크다는것은매우합리적인결과이다. 따라서종사자가근무하는업체가속한산업이집중되어있는지역에서근무하는종사자는유의하게높은임금을받는다고결론을내린다. 지역 산업에속한업체간경쟁강도의결손을나타내는 Herfindahl 경쟁지수와상대적규모변수들은모두양의유의한효과를나타내는데지역 산업에속한업체간경쟁은임금을낮추는효과가있음을보여준다. 이결과는생산액집중비율 (Output Concentration Ratio) 을경쟁의결손을반영하는변수로사용한 Lee, Jang and Hong(2008) 에서생산액집중비율변수가개별제조업체의생산성에항시유의한음의효과를보여준것과상반되는결과이다. 지역 산업에속한업체간경쟁이심할경우업체의생산성은향상하나업체의생존을위한노력의하나로임금을최대한낮추는노력을하고있음을의미한다. 도시화경제를나타내는변수들중 Herfindahl 도시화경제지수와 Ellison-Glaeser 도시화경제지수변수는유의한양의효과를보인다. 프랑스의자료를분석한 Combes et al.(2008) 의결과와는대조적으로두개의비다양성변수가우리나라의경우음의부호를갖지않고양의부호를갖는다. 우리나라에서는산업구조가다양한지역보다집중된지역에서종사자임금이높음을보여주는것같다. 본보고서의결과는 Lee, Jang and Hong(2008) 에서 Ellison-Glaeser 도시화경제 ( 비다양성 ) 지수변수는제조업의생산성에유의한음의효과를보여준것과대조를이룬다. 우리나라의경우지역의산업구조가다양한것은 knowledge의 cross fertilization을유발하여해당지역에소재하는업체의생산성을높이는것이사실이나이것이임금의상승으로연결되지않는것같다. 대도시

104 80 한국의임금격차 지역에서산업구조가다양한것은다양한소비재와서비스가, 특히우수한자녀교육서비스가부여되고있음을의미하는데이와같은삶의질의향상에따른보상임금으로낮은임금을종사자가수용할용의가있음을알수있다. 또한지역의산업구조가다양한것은취업기회의다양화를불러온다. 특정산업의제품에대한수요가급격히감소하여이산업의종사자가실직되는경우에지역내다른산업의경기가양호한경우후자의산업으로전직할수있는기회가많을것이다. 따라서종사자는산업구조가다양한지역에서전직가능성의증대에대한보상임금으로낮은임금을수용할용의가있을것이다. 이와같은해석은 1차적자료분석에서관찰된사실인부산, 대구, 인천, 대전및광주의광역도시들의평균임금이왜다른지역에비해낮은가를또한설명해주는것같다. 프랑스와우리나라의결과가상반되는것은프랑스에서는작은도시에거주하여도다양한소비재와서비스특히양질의교육서비스를향유하는데지장이없으나우리나라의경우아직도대도시에서만이러한것을향유할수있으므로대도시거주자는낮은보상임금을수용해야하는것같다. 도시화경제를반영하는다른두변수, 즉면적당종사자수와지역종사자수변수들이양의효과를가지나통계적으로유의하지못하다. 지역의부존환경을나타내는기타변수들, 즉지역의평균교육수준, 재정자립도, 사업서비스업비율, 그리고도로연장률의변수들이양의효과를가지나통계적으로유의하지못하다. 이들변수들은제조업체의생산성을분석한 Lee, Jang and Hong(2008) 에서모두양의계수를가지며통계적으로유의하였다. 프랑스의자료를분석한 Combes et al. (2008) 에서는면적당종사자수, 지역종사자수, 지역의전문직평균교육수준을반영하는유사한변수들이양의효과를가지며통계적으로유의하였다. 본보고서의결과가기존연구결과들과상반된결과를보여주고있는데이것도우리나라에서는대도시에서양질의교육서비스를비롯한다양한소비재와서비스가제공되고있는것에대한보상으로낮은임금을종사자들이수용하고있는것이라는이론을이용하여해석하는것이타당할것같다.

105 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 81 지역의교육수준이종사자의임금에미치는영향은 0.022로계산되었는데 Dalmazzo and Blasio(2007) 에서얻어진계수 0.03보다약간작은수치이며장수명, 이번송 (2001) 에서얻어진계수 0.055나이번송, 김용현 (2004) 에서얻어진 0.048보다많이작은수치이다. 그러나후자의우리나라에대한두연구에서는지역화경제와지역 산업에속한업체간경쟁강도등의변수들에대한통제가적절히되지못하였다는점을감안할때본보고서의연구결과가합리적임을보여준다고할수있다. 특히본보고서에서사용된두단계에거친회귀분석모형이적절함을증명한다고할수있다. 본연구에서추가적분석으로지역화경제, 도시화경제, 그리고지역 산업의경쟁변수들이임금에미치는효과를종사자의성별, 기혼여부, 학력, 사업체규모, 직업, 그리고산업별로분석하였는데이들변수의임금에대한효과가이들종사자의특성에따라크게변하는것을관찰하였다. 다양성이높은대도시에입지하는업체에종사하는종사자는월급이낮으며지역 산업이집중된산업에종사하는종사자의월급은높다. 지역 산업에속한업체간경쟁이강한지역 산업에종사하는종사자의월급이낮다. 이와같은결론들은다음과같은정책적함의를갖는다. 대도시에소재하는업체는다양성으로인해생산성이높음에도불구하고종사자가소비의다양성으로삶의질이향상되는것과고용기회가다양하여전직가능성이높아지는것에대한보상으로낮은임금을수용할용의가있으므로높은임금을지불할필요가없다. 이는업체가대도시에입지할유인이매우강함을보여준다. 반면에소도시에입지하면다양성의결손으로인해생산성이낮음에도불구하고삶의질이낮으므로높은임금을지불하지않으면종사자를유인하는데어려움이있다. 따라서대도시에서기업입지를억제하고소도시에업체의입지를권장하는우리나라정부의오랜정책은정당성이있다고하겠다. 정부의정책은해당산업이집중되어있는소도시에이산업에속한업체의입지를권장하고대기업의소도시입지를권장하는것이효과적일것이

106 82 한국의임금격차 다. 소도시에기업의입지를권장하는정책만으로는충분치않으며소도시에서도선진국의소도시에서향유할수있는바와같이소비의다양성을가질수있도록정책을추진해야할것이다. 특히양질의교육기관을소도시에권장하는것이효과적일것이다. 본보고서의분석결과에의하면 500인이상의종사자를가진대기업, 노조가있는기업, 그리고전기, 가스및수도사업, 통신업, 금융및보험업, 공공행정, 국방및사회보장행정, 그리고교육서비스업의산업에속한기업등에근무하는종사자의임금이높으며대졸이상의학력을가진종사자, 그리고의회의원, 고위임직원및관리자, 전문가, 그리고기술공및준전문가의상위계급의직업을가진종사자들의임금이높다는것을알수있다. 중소도시나농촌은짧은시일내에도시의소비다양성, 특히우수한교육기관의설치등을통해삶의질을향상시키는것은어려울것이다. 따라서이들중소도시나농촌이삶의질향상을통해종사자가낮은임금을보상임금으로수용하면서도만족하며근무하도록만드는것에어려움을겪을것이다. 그러므로정부는우선위에예시된고임금을제공하는유형의기업, 고임금을지급하는산업에속한기업, 그리고대졸이상의종사자와상위계급직업의종사자를많이채용할수있는기업등이중소도시및농촌에입지하도록권장하는유인정책을적극채택추진하여야할것이다. Paul Krugman교수의무역이론에의하면국제교역에서비교우위의결정요인이 Heckscher-Ohlin모형이주장했던특정국가의자원부존율 (resource endowment) 의차이에있는것이아니고규모의경제에있다고한다. Krugman and Obstfeld(2009) 참조. Krugman의무역이론을국내지역간의교역에원용한다면특정지역의비교우위는그지역의자원부존율보다는어떻게하면다른지역보다앞서서특정산업에서규모의경제를성취하느냐에달려있다고할수있다. 본연구의결과에의하면특정지역은그지역에집중되어있는산업에서비교우위가있다고보여준다. 따라서정부는어떻게하면특정지역에서특정산업이지역화경제 ( 집적의경제 ) 를향유할수있게할수있는가에정책의초점을맞추어야할것이다.

107 제 3 장지역별임금격차의결정요인분석 83 본연구의한계를들면다음과같다. 본연구는노동연구원의노동패널자료를이용하였는데종사자의거주지와직장의도시간이동이발생한시기에대한자료가없어서소도시또는농촌에서대도시로의이전이종사자의임금에미치는영향을연구할수없었다. 또한 8차인 2006 년의자료만이용하여분석하였는데패널자료전체를모두함께이용하며분석한다면더많은의미있는결과를가질수있을것으로예상한다. 또집적의경제변수들의내생성을수정하기위해도구변수를이용하여분석하는것을행하지못했다. 이와같은본연구의한계점들은후속연구에서보완되어야할것이다. 도시경제학의세계적학계에서는과거에는도시의집적의경제로인한노동의생산성향상효과의분석을개별도시의생산함수를이용하여분석하거나개별도시의노동종사자수증가율을이용하며분석하는데연구의노력을집중해왔다. 그런데최근에는도시간임금격차와임금성장에대한분석으로연구의초점이이동해가고있어서이와관련한더많은연구가한국자료에대해이루어져야할것이다.

108 84 한국의임금격차 제 4 장 공식부문과비공식부문임금격차분석 제 1 절서론 인적자원개발은인적자본 (human capital) 과사회적자본 (social capital) 의개발및효율적관리로서지식의창출 활용 확산을촉진하는것을의미한다. 21세기의두가지메가트랜드라고할수있는 세계화 와 지식경제화 의시대에서 자본의투자수익은파트너인또다른생산요소인인적자원의질에의존 할것이다. 따라서 우수한인적자원을보유 유지 개발할수있는기업 ( 국가 ) 의경우, 풍부한자본을보다값싸게조달할수있을것이고, 이것이경쟁력확보의관건이될것이다. 우수한인적자본형성을위해서는인적자본에대한공정한가격 (fair pricing) 이이루어져야하며이는경쟁노동시장하에효율적인자원배분을통해달성될것이다. 노동시장이경쟁노동시장이아니라이중노동시장구조하에서동일한특성의인적자본도상이한가격이매겨진다면이는해당인적자본에대한불공정한보상문제뿐만아니라미래를위한건강한인적자본투자를저해하는동태적비효율성 (dynamic inefficiency) 을유발하게된다. 본연구는노동시장구조를공식노동시장 (formal labor market) 과비공식노동시장 (informal labor market) 으로나누고공식과비공식의

109 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 85 이중노동시장구조하에서인적자원에대한보상이어떻게이루어지는가를실증분석을통하여평가하고현재상태를개선하기위한정책방향을제언하고자한다. 전반적으로국가가선진화되면서중장기적으로비공식부문이공식화되면서보다투명하고효율적인경제시스템으로변화하는것이선진국들이밟아온경로이다. 만일비공식노동시장이느슨하게정의된노동및사회보장법체계, 느슨한감독, 비공식부문에대처하는정부의중장기정책부재로말미암아발생한다면비공식부문의존재는노동배분의비효율성, 빈곤정책의사회적비용유발등등의문제를야기하게된다. 결과적으로 Baumal's Trap과같이비공식부문의존재는전체경제시스템의비효율화를초래하여국가경쟁력을반감시킬수있을것이다. 후술되겠지만비공식부문을나누는기준은크게법적기준, 경제적기준, 사회적기준에의해구분될수있는데법적기준에의하면일국의조세, 노동및사회보장기준등에관하여적용제외되거나탈법, 불법이이루어지는부문을의미한다. 경제적기준은낙후된경제환경을제공하는시장을비공식노동시장으로구분할수있으며마지막으로사회적기준은사회연줄망의정도, 경제행위의자유, 생계유지의급박성정도로구분된다. 공식, 비공식부문에관한국내외기존연구들을살펴보면비공식부문을나누는기준으로서 5인미만사업장여부, 사회보장적용여부, 자영업여부등의기준들이사용된다. 본연구에서는다양한기준가운데사회보장적용여부기준으로공식부문과비공식부문을구분하는방법을택한다. 이러한기준은대체로비공식부문을정의하는법적, 경제적, 사회적기준을만족시킨다. 영세사업장에 4대보험이강제적용되지만실제로동부문에적용률이낮은현실이다. 이는사용자의강제의무를탈법과불법을통해우회하고있음을의미한다. 실제로영세사업장근로자측도이직률이높기때문에 4대보험가입을하지않고이에대한사용자비용을임금으로지급할것을제의하는사례가비일비재하다. 영세사업장에노사간에단기고용을전제로한사회보장우회를위한탈법, 불법고용계약 (devil's deal) 이사적자치로만연되고있다고주장

110 86 한국의임금격차 된다. 그러나이렇게사회보장기준으로구분한노동시장의이중화가실증적으로존재하는지여부는별개의문제이다. 사회보장적용여부를기준으로나눈공식부문 / 비공식부문의이중노동시장구조가실제로존재하는지여부를실증적으로판단하고자한다. 만일실증적으로유의미한구조라한다면통합노동시장을전제로한노동시장정책은의도와는달리자칫공식노동시장만을위한혹은공식노동시장에유리하게작동될가능성을배제할수없다. 이중노동시장을전제로할경우비공식노동시장의점진적공식화를위한이중노동시장구조교정형정책방향이설정되어야할것이다. 본연구의제2절에서는공식부문과비공식부문의기준에대해살펴보고제3절에서는공식부문과비공식부문간특성을비교하고제4절에서는공식부문과비공식부문의임금격차에대해실증분석하고자한다. 마지막제5절에서는요약및시사점을제시하고자한다. 제 2 절공식부문과비공식부문의기준 비공식부문 (informal sector) 은처음에는인류학자나사회학자들의관심의대상이었지경제학자들의관심의대상은아니었다. 경제학자들은공식부분 (formal) 안에서이루어지는현상들에초점을두고연구를진행하였다. 하지만 1960년대에접어들어비공식부문이중요한사회적관심분야로인식되면서경제학자들의주목을받기시작했다 (Blau and Scott, 1963; Gouldner, 1954). 많은이행기국가들이비공식부문의증가를경험한만큼, 비공식부문에대한연구들이활발히이루어져왔다. 한가지흥미로운사실은비공식부문이사회에미치는영향에대한견해가상당히대조적이라는것이다. 예를들어 Loayzz(1996) 는비공식부문이법적질서를약화시키고공공재생산능력및효율성을감소시켜경제성장을저하시킨다고주장했다. 또한, Johnson et al. (1997) 은비공식부문의규모가둔화된다고

111 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 87 보였다. 마찬가지로 Lacko(2000) 는비공식부문과공공재공급간음의상관관계가있음을실증적으로검증하였다. 한편, 비공식부문은사회 경제에부정적인영향을준다는일군의학자들의주장과는달리, 다른학자들은비공식부문이사회 경제에미치는긍정적인영향을주목하여연구하였다. 예를들어, Earl & Sakova(1999) 는비공식부문이자영업성장의주요원인으로인적자본형성에중요한역할을한다고주장하였다. 더불어 Kim & Kang(2006) 은 1994년부터 1999년까지러시아지역별패널자료를사용하여비공식부문이소규모기업형성에긍정적인영향을주고있음을실증적으로검증하였다. 비공식부문이자영업의성장및소규모기업형성에긍정적인영향을준다는연구결과는경제성장과기업활동간의밀접한관계를고려해볼때의미하는바가크다. 이들간관계에대해서, McMillan & Woodruff(2002) 는성공적인체제이행을위해서기업활동은중요한역할을한다고언급하였고, Berkowitz & Dejong(2006) 은기업활동이경제성장의중요한원동력이된다고주장하였다. 우리나라는금융실명제도입과외환위기이후투명성이강조되면서비공식경제규모가갈수록줄어들고있다. 그럼에도불구하고국제통화기금 (IMF) 의보고서에따르면 2002~2003년기준으로비공식경제규모는국내총생산 (GDP) 의 28.8% 에이른다. 미국 (8.8%), 일본 (10.8%), 영국 (12.2%), 프랑스 (14.5%), 독일 (16.8%) 등선진국에비해 2~3배높다. 비공식부문에서의주로논의되고있는이슈는비공식부문이전체경제에주는영향과공식부문과의관계로볼수있는데많은연구들이진행되었지만국가의특성과연구자의관심에따라다양한분류체계가존재할뿐아직일관된결론에는도달하지못하고있는실정이다. 지하경제 로도불리는비공식경제는마약이나암시장과같은 불법경제, 가사및농촌분야와같은 기록되지않은경제, 조세면탈을노린 신고하지않은경제, 법과행정의규제및보호대상에서제외된 비공식분야 를포함한다. 비공식노동시장은비공식경제의한유형으로소비증가에게기여할지는모르지만인적자원의생산적활용을저해하고인력시장과공식경

112 88 한국의임금격차 제의자금순환을왜곡시킨다. 또노출되지않는세원과불로소득은공식경제활동주체들의세금부담을늘리고비공식경제로의참여유혹을부추긴다. 그만큼양질의일자리는줄어든다. 개도국의비공식노동시장은신고하지않는노동시장과법과행정의규제및보호대상에서제외된비공식분야가경제전반에퍼져있기때문에비공식노동시장으로서불법경제나기록하지않은경제에보다높은주목을한다 (Feige, 1990). < 표 4-1> 은 OECD 국가, 전환기국가 (Transition Country), 개발도상국 (Developing Country) 로구분하여비공식부문이차지하는비율을보여준다. < 표 4-1> 각국가별비공식부문의비율 Countries/Continents Size as % of GNP Developed OECD Countries 12 Transition Former Soviet Union 25 Middle and Easten Europe 20 Africa 44 Developing Latin America 39 Asia 35 자료 : Schneider and Enste(2003, p.37, table 4.5) 그러나국가가성장하면서비공식노동시장의주된관심사도달라진다. 즉 불법노동시장 및 기록되지않은노동시장 의영역이감소하여 신고하지않은노동시장 과 비공식분야의노동시장 으로정책의초점이점차옮아가게된다 (Yamada, 1996). 비공식부문 (informal sector) 이라는용어는 Keith Hart(1971, 1973) 가처음으로사용하였다. 그는비공식부문은도시의노동력의한부분으로공식부문 (formal sector) 에서벗어난노동시장이라고정의하면서소규모자영업자들은거의대부분이비공식부문에속한다고보았다. 그후비공식부문은공식부문경제에서벗어나소규모자영업, 혹은그와유사한방법으로임금을받아생활하는사람들을설명하는용어로사용되어졌다 (Bromley and Gerry, 1979). 비록 Hart는비공식부문에대한정

113 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 89 의를소규모자영업으로한정지었으나, 그가비공식부문의정의를도입함으로써여러가지경제이론의성립과정에서무시되어왔던비공식부문들을고려하게되었다 (Swaminathan, 1991). 비록 Hart가비공식부문을언급하기했지만비공식부문에관한세계적이목이집중된계기는 ILO(International Labor Office, 1972) 의 Kenya Mission Report 에의해서라고할수있다. 이보고서에는비공식부문에대해다음과같이정의하였다 ; ⅰ) 시장진입이자유롭고, ⅱ) 영세하며, ⅲ) 가족소유체제를유지하며, ⅳ) 소규모운영을하며, ⅴ) 노동집약적이거나낙후된기술을이용하며, ⅵ) 숙련이공식부문외에서습득되며, ⅶ) 규제에통제되지않고치열한경쟁에노출된경제라고정의하였다. 1999년 ILO는 ILO/ICFTU 국제심포지엄에서 1972년기준보다는보다구체적으로비공식노동시장을 ⅰ) 소규모종업원을고용한자영업주, ⅱ) 1인비즈니스 ⅲ) 유급무급가족종사자등으로정의하였다. 전반적으로 ILO는비공식노동시장의정의로서이러한비공식노동시장을사후적으로포괄하는방법을택한다. 현재까지다양한문건에서 ILO 가정의하는노동시장은자영업자, 가족무급종사자및소규모무등록종사자등비공식고용의전통적형태뿐아니라공식기업들내의 비공식일자리 를포괄하는개념이다 (Abramo and Valenzuela, 2005). 1993년 1월제15회국제노동통계회의 (ICLS, International Conference of Labour Statisticians) 에서채택된비공식부문고용통계관련결의안에서는비공식부문의특징을다음과같이정의하였다. 노동과자본의경계가모호하거나아예없고, 조직의하층에서전형적으로보여지는형태이며, 소규모라는점이다. 그리고노동자들은공식적인계약관계가아니라대부분비정기적이나불규칙하게고용되고, 친척이나가까운이웃등개인적 사회적인맥을통해비공식부문노동과관계를갖는다는점이다. 또한그들이가지고있는고정된자산이나그외의자산들이본인의것이아니고고용주 (owner) 의소유라는점, 그들스스로는거래를할수도없고그래서채무를만들수도없다는점, 생산에들어가는자본과

114 90 한국의임금격차 가사에들어가는경비가거의구분되지않는점등비공식부문노동은가내기업들 (household enterprises) 의특징도포함하고있다고보았다. 통계적목적을위해 UN의회계시스템 (United Nations System of National Accounts, Rev4) 에서제공하는 생산단위로서비공식부문 에대한개념과분류에따르면다음과같다. 비공식부문은가내기업으로서가정분야의일부를형성하거나혹은가정에의해소유되고있는비기업화된기업으로서가사분야의일부라는것이다. 그리고가사분야에는 비공식적으로자기회계장부를가지고있는기업 과 비공식고용주들의기업 이있다고하였다. 비공식적으로자기회계장부를가지고있는기업 (informal own-account enterprise) 은독립적으로회계장부를갖는노동자들에의해소유되고운영되는기업으로혼자서일한다. 이들은종종가족이나다른사람들과파트너십을가지고일을하기도하지만이것들은간헐적인것이지지속적인고용은아니다. 비공식고용주들의기업 (enterprises of informal employers) 은 비공식적으로자기회계장부를가지고있는기업 과형태가같지만다른노동자를고용할때지속적인계약을바탕으로한다는점이다르다. 그러나실제로비공식부문을조사하는과정에서는위의기준들과는다르게진행되었다. 한예로 1990~1995년동안라틴아메리카에서진행된국제노동기구 (ILO) 의비공식부문조사는자신을위한노동자들 (own-account workers) 과무급가족종사자들그리고 5명-10명보다작은곳에서일하는노동자들로구성되었다. Christian Morrisson(1995) 의 OECD 보고서에따르면비공식부분을크게 3가지로나누고있다. ⅰ) 자신혼자서직접기업을운영하고있거나그종사자수가 20명 ( 혹은 10명 ) 이되지않는사업장, ⅱ) 법적기준에의한비공식부분 : 사업장을등록하지않았거나사업장이준수해야할안전기준, 세금, 노동법등을위반하고있는사업장, ⅲ) 자본의기준에의한비공식부분즉, 사업장의물적자본과인적자본이현저하게낮은경우로정의하였다. 또한 Mirus and Smith(1997) 의비공식경제활동의분류는 < 표 4-2> 와같다. < 표 4-2> 의표를통해알수있는사실은화폐또는비화폐거

115 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 91 래를통한합법적인비공식경제활동에서창출된소득이공식적으로는집계되지않는다는점이다. 때문에공식적인활동이었다면세금이부과되었을경제활동이공식통계에의해집계되지못한점에서비공식부문은정부재정수입에음의영향을줄것이라고예상할수있을것이다. < 표 4-2> 비공식경제활동의분류 비합법적행동 합법적행동 화폐거래 훔친물건에대한거래 마약거래및제조 매춘 도박 밀수입, 수출 사기 비화폐거래 마약, 훔친물건등에대한교환 자신이이용할목적으로마약생산 자신이이용할목적으로절도 자영업으로인한집계되지않은수입 합법적인재화및서비스의교환 합법적인재화와관련된부가적 이웃을도와주는행동인노동에따른임금 부가수당 Mazumdar(1976) 은다른여러가지기준들이혼재되어있기는하지만 사회적보호 개념이비공식부문을특징짓는중심개념임을강조했다. 비공식부문은근로자들이노동조합이나정부로부터임금, 근로조건, 수장등의보호혜택을받지못하는것이중요한특성이므로계약관계와사업체규모가중요하다고주장했다. 그는공식부문에서의임시고용자도사회적보호를받지못하면비공식부문에포함시켜야한다고했다. 또한비공식부문이공식부문에비하여합리화와조기화측면에서훨씬미흡하기는하지만후진국경제구조의중요한요소를이룬다는입장에서이개념을중요시하는연구들도있다. 하지만수많은연구에서각자다른기준으로공식, 비공식부문을정의하고있어그용어사용에서혼란이야기될가능성이존재하게된다. 그래서주요연구들의기준을종합하면크게세가지측면으로볼수있는데법적인측면과경제적인측면그리고사회적측면이그기준이다. 그리고그기준에따라주요연구들이선진국 (Developed Countries)

116 92 한국의임금격차 을대상으로비공식부문을정의할때기준으로택한항목과개발도상국 (Less Developed Countries) 을대상으로비공식부문을정의할때택한기준을비교하였다. 먼저법적이측면에서는다음과같이 3가지세부기준으로나누어볼수있는데그기준은다음과같다 ; ⅰ) 정부의규제를받는지여부, ⅱ) 그경제주체의행위가불법으로행해지는지여부, ⅲ) 그경제주체의행위가 GNP에포함여부로나눌수있다. 많은연구에서정부에규제를받는지여부에따라서공식부문과비공식부문으로나누고있다. 그다음으로불법으로행해지는행위, 그경제주체의활동이 GNP를산출할때포함되어지는여부에따라서나누고있다. < 표 4-3> 과 < 표 4-4> 는저자별로법적인측면에서공식부문과비공식부문으로나눌때기준에포함되는지여부를나타낸다. 법적인측면에서는선진국과개발도상국을대상으로한연구대부분이 정부의규제 가중요한기준으로정의하였다. 하지만법적인측면보다경제적인측면에서의기준이더욱중요시되고있다. 경제적인측면에서의여섯가지의세부기준으로나누어볼수있는데그기준은다음과같다. < 표 4-3> 주요연구별법적측면의비공식부문정의기준 ( 선진국대상 ) 법적측면 정부의규제 불법행위 GNP포함여부 Breman(1980) Feige(1979~1989) Gershuny(1983) Tanzi(1982~1989) Castells, M. & Portes, A.(1989) Harding & Jenkins(1989) Renooy(1990) Intern. Rev. Serv.(IRS)(1979) nter. Lab. Off(ILO)(1972) Swaminathan(1991)

117 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 93 < 표 4-4> 주요연구별법적측면의비공식부문정의기준 ( 개발도상국대상 ) 법적측면 정부의규제 불법행위 GNP포함여부 Hart(1971, 1973) ILO(1972) Grossman(1982) Banerjee(1982) Beneria(1989) Renooy(1990) Swaminathan(1991) Kaufmann & Kaliberda(1996) Commander & Tolstopoatenko(1997) Anderson(1998) (1) Labor market or Status of labor(including undeclared labor, lack of social benefit, sub-minimum wages, poor working conditions) : 여기서노동시장의상태란노동자가제공하는임금이나근무환경, 복지제도등을의미하는데최저임금보다낮은임금을제공하거나열악한근무환경, 사회보장제도의혜택을받지못하는등노동환경이다른사업장과비교해현저하게낙후된환경을제공할때비공식부문이라고정의하였다. 이항목은비공식부문으로정의하는항목중가장중요한특징중하나이다. Harding and Jenkins(1989) 와 Renooy(1990) 의저자가강조한부문이고특히 ILO에서강조하는항목이다. (2) Unreported income or tax evasion : 이항목은노동시장의상태와더불어비공식부문을정의하는중요한항목이다. 많은연구에서소득을신고하지않거나조세면탈을노린신고하지않은경제를비공식부문에포함시켜분석하였다. (3) Size of activity : 초기에비공식부문의연구에서정의할기준으로했던항목이다. 규모는주로고용된사람의수로측정하였는데 Sethuraman(1976) 은 10명미만의사업장은비공식부문으로정의하였다. 그러한연구들에의해서작은규모의사업장은비공식부문에포함시키게되

118 94 한국의임금격차 었다. (4) Professional status : 1인이운영하는자영업그리고그업체종사자가존재하더라도종사자가가족인경우를의미하는항목으로 K. Hart(1971, 1973) 의연구에서기준항목으로사용되었다. (5) Regulation or Registration of an activity : Regulation or Registration of an activity 의구분은그사업장이정부로부터승인을받았는지의여부를말한다. Swaminathan(1991) 은비공식부문을정의할때정부로부터승인받지않고등록하지않은사업장을비공식부문으로정의하였다. (6) National statistics of GNP accounts : 비공식부문의연구목적중의하나가비공식부문의경제활동이 GNP를산출할때포함되지않기때문이라고할수있는데 Feige(1981) 은 GNP를산출할때보고되지않거나그실제보다낮게보고되는부문을비공식부문이라고정의하였다. < 표 4-5> 와 < 표 4-6> 은주요연구들의경제적측면에서비공식부문을정의할때의기준을나타낸다. 경제적인측면에서는선진국대상연구와개발도상국대상연구모두주로 Activity's regulation 을중요한기준으로택하였다. 하지만선진 < 표 4-5> 주요연구별경제적측면의비공식부문정의기준 ( 선진국대상 ) 경제적측면 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Breman(1980) Feige(1979~1989) Gershuny(1983) Tanzi(1982~1989) Castells, M. & Portes, A.(1989) Harding & Jenkins(1989) Renooy(1990) Intern. Rev. Serv.(IRS)(1979) Inter. Lab. Off(ILO)(1972) Swaminathan(1991)

119 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 95 < 표 4-6> 주요연구별경제적측면의비공식부문정의기준 ( 개발도상국대상 ) 경제적측면 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Hart(1971, 1973) ILO(1972) Grossman(1982) Banerjee(1982) Beneria(1989) Renooy(1990) Swaminathan(1991) Kaufmann & Kaliberda(1996) Commander & Tolstopoatenko(1997) Anderson(1998) 국을대상으로한연구에서비공식부문으로정의하는또다른중요한기준은주로 Tax evasion or Unreported income 을기준으로한반면, 개발도상국을대상으로는 Labor market or status of labor 와 Activity's Size(small scale of operation) 으로나타났다. 사회적측면으로는그하위기준으로세가지로분류할수있는데그기준은다음과같다. (1) social networks and ease of entry : Breman(1980) 은소위말해 지인을통서직업을구하거나사업을영위해나가는 즉, social network 가공식, 비공식부문을정의하는중요한요소라고주장하였다. 또한 ILO와여러연구에서쉬운진입이비공식부문을정의하는중요한기준이된다고명시하고있다. (2) autonomy and flexibility : < 표 4-7> 을통해볼수있듯이특히선진국에서비공식부문에참여하고있는많은사람들이타인에게간섭받지않고자신이원하는사업을자신의방식을통해경영을하며이윤을추구하고업무시간또한자유롭게사용할수있다는점에서비공식부문에참여하고있다고주장하고있다. (3) survival : 이항목은비공식부문이아니면생계를유지하기힘든

120 96 한국의임금격차 이유로인해비공식부문에참여하고있는것을의미한다. 그러나이항목은선진국에서는기준으로택해지지않는항목이다. Castells and ILO(1972) 는비공식부문을정의하는데있어서이기준을제외한후비공식부문을정의하였다. < 표 4-7> 과 < 표 4-8> 은주요연구들의사회적측면에서비공식부문을정의할때의기준을나타낸다. 사회적인측면에서선진국대상연구와개발도상국대상연구의가장큰차이는위에언급하였듯이 'Survival' 항목으로나타났다. 한국의경우최근광범위한사회보장제도의사각지대의존재가시회복지와노동시장의문제점으로지적되면서사회보장법의기준에의한비공식노동시장의분류가의미를가지게되었다. 이는앞서의조세면탈을노린 신고하지않은경제, 법과행정의규제및보호대상에서제외된 비공식분야 에해당되지만보다협의로사회보장세면탈을노린 신고하지않은경제, 와사회보장법과행정의규제및보호대상에서제외된 비공식분야 로서정의하고자한다. 본연구와유사하게노동시장을정의한연구로 Portes(1987) 는그의 < 표 4-7> 주요연구별경제적측면의비공식부문정의기준 ( 선진국대상 ) Breman(1980) Feige(1979~1989) Gershuny(1983) Tanzi(1982~1989) social networks 사회적측면 autonomy and flexibility survival Castells, M. & Portes,A.(1989) 제외 Harding & Jenkins(1989) Renooy(1990) Intern. Rev. Serv.(IRS)(1979) Inter. Lab. Off(ILO)(1972) 제외 Swaminathan(1991)

121 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 97 < 표 4-8> 주요연구별경제적측면의비공식부문정의기준 ( 개발도상국대상 ) Hart(1971, 1973) ILO(1972) social networks 사회적측면 autonomy and flexibility survival Grossman(1982) Banerjee(1982) Beneria(1989) Renooy(1990) Swaminathan(1991) Kaufmann & Kaliberda(1996) Commander & Tolstopoatenko(1997) Anderson(1998) 연구에서비공식부문을 1~10 인을고용하는대단히작은기업 (Very Small Establishment) 라고규정하였다. 그리고 El Salvador(1990) 는 4인혹은그보다작은수의종사자를고용하는영세기업이라고정의하였고, Marcouiller et al(1997) 은기업규모가 5인미만이고종사근로자가사회보장혜택을받지않는경우로정의하고있으며 Saavedra and Chong(1999) 은공식계약체결여부, 노조가입여부, 건강보험, 의료보험, 납세의무준수여부등의기준으로비공식노동시장을정의한바있다. 이남섭 (1994) 은경제주체들이지닌다음두가지관점이있는데하나는공식부문의중소기업의관점으로써비공식부문을소규모영세기업에의한불성실한경제라고규정한다. 다른하나는신자유주의경제이론가들의입장으로써비공식부문은기업에대한지나친법적규제와재정적부담에대한함의의표현이라는해석이다. 전자는기업의성격에초점을두는관점으로서 5명미만이고용된 불법적인 소규모가내기업-영세산업을의미한다. 후자는국가의조절기능에중요성을두는관점으로서사회보장, 고용조건, 건강과보험이보장되지않은노동법의보호가전혀없는고용인으로구성된기업을비공식부문이라정의하였다.

122 98 한국의임금격차 본연구에서 5인미만사업장을비공식노동시장에포함할경우비공식노동시장의영역이과도하게크게포착될가능성이크고 5인미만사업장의과반수이상이사회보장의무를준수하지않는현실에서사회보장의무에한하여기준을설정하고자한다. 또한 Saavedra and Chong(1999) 의기준은공식계약체결여부에관하여충분히긴기간의패널정보가제공되지않는다는점, 노조가입을공식부문으로정의하는데노조가입률이 10% 대에불과한한국현실에적절치못하다는점, 납세의무준수여부가사용하고자하는 KLIPS 자료에는정보가제공되지않는다는점의연구제약요건이있다. 따라서본연구는 5가지사회보험가운데사용자의납부의무규정이있는직장의료보험, 고용보험, 그리고산재보험가입여부에따라근로자가속한직장의공식 / 비공식부문을정의하고자한다. 제 3 절공식부문과비공식부문간특성비교 1. 자료 본연구에서는한국노동연구원에서조사하는 한국노동패널조사 자료를활용하였다. 한국노동패널조사는도시지역에거주하는한국의가구와가구원을대표하는패널조사로 1998년도에전국 5,000 가구에대하여조사를하였다. 한국노동패널조사는근로자의다양한사회보장제도가입여부를 2000년도 (3차년도조사 ) 이후일관되게조사하고있다. 또한임금결정과관련된유용한정보들을제공하고있는데근로자가속한기업체규모와노동조합가입여부등의유용한자료가포함되어있다. 본연구에서는지난 7년간주된일자리에서주당 35시간이상근무한임금근로자를대상으로하였다. 임금변수는월평균임금에서주당근로시간을고려하여매년소비자물가지수로나누어준실질시간당임금을사용하였다. 본연구에서사용된최종표본의크기는 18,816개이며

123 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 99 관측된개인근로자의수는 5,387명으로개인당약 3.5개의관측치가분석에사용되었다. 3차년도 (2000 년 ) 부터시작하여동일하게한국노동패널에서개인근로자의사회보장제도가입여부를다음과같이질문하고있다. ( 주된 ) 일자리를통해서다음의사회보험에가입되어있습니까? 세부항목으로국민연금, 특수직연금 ( 공무원, 군인, 교원 ), 직장의료보험, 고용보험, 그리고산재보험에대해서가입여부를묻고있다. 본연구에서는설문에서조사된 5가지사회보험가운데직장의료보험, 고용보험, 그리고산재보험가입여부에따라근로자가속한직장의공식 / 비공식부문을정의하고자한다 4). 조사기관가운데이세가지사회보험제도에하나도가입되어있지않은근로자의직장을비공식부문으로정의한결과에따른공식 / 비공식부문의분포가 < 표 4-9> 에제시되어있다. < 표 4-9> 공식 / 비공식부문분포 남여 성성 공식부문 비공식부문 총합계 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. 전체분석된표본에서공식부문이차지하는비율이 75% 이며비공식부문이차지하는비율이 25% 임을보여주고있는데이를남성근로자와여성근로자로분류해서비공식부문의비율을살펴보면다소상이한분포를보여주고있다. 남성근로자의 82% 정도가공식부문에종사하고있는반면에여성근로자의경우공식부문종사비율이 64% 로서남성에비해비공식부문에종사하는비중이높게나타났다. 이는여성근로자가상대적으로취약한근로환경, 즉다양한사회보장제도의혜택에서도외 4) 국민연금혹은특수직연금가입여부를제외시킨이유는기존의국제연구에서비공식부문을정의하는데의료보험을위주로한사회보장제도가입여부에초점을맞추었기때문이다. 국민연금가입여부를비공식부문에추가해도본연구의주된결과는크게변화지않음을밝혀둔다.

124 100 한국의임금격차 시되고나중에살펴보겠지만임금측면에서도불리한입장에처해있다 는것을알수있다. 2. 공식 / 비공식부문간인적특성비교 다음으로 < 표 4-10> 에서국내노동시장의공식 / 비공식부문간근로자의다양한인적특성의분포를보여주고있다. 먼저연령분포를살펴보면, 공식부문종사자의평균연령이 37.4세로비공식부문평균연령 39.1세보다다소낮게나타났다. 성별근로자의분포에있어서도비공식부문종사자가운데여성근로자의비율이 55% 로서공식부문의여성근로자비율 32% 보다매우높게나타났다. 이는앞에서도살펴본것처럼여성인력이비공식부문종사비율이남성에비해높음을알수있다. 학력수준에있어서도비공식부문의근로자평균교육년수가 11.3년인데반해서공식부문근로자평균학력수준은 13.2년으로나타나는데구체적인학력수준의분포는 < 표 4-11> 과 < 표 4-12> 에서살펴보고자한다. 그리고근로자의현직장에서의근속년수에있어서도비공식부문의근로자일수록현직장의근속기간이짧은것으로나타났다. < 표 4-10> 공식 / 비공식부문간인적특성 연령여성결혼여부학력 ( 평균년수 ) 근속년수 공식부문 비공식부문 표본크기 14,106 4,712 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. < 표 4-11> 에서공식 / 비공식부문간교육수준의분포를고졸미만, 고졸, 초대졸, 그리고 4년제대졸이상의범주로나누어살펴본결과를보여주고있다. 먼저공식부문에종사하는근로자의학력분포를살펴보면

125 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 101 고졸자가 36.6% 로서가장높고 4년제대졸이상의비율이 31.6%, 그리고초대졸, 고졸미만의순서였다. 그러나비공식부문에종사하는근로자의학력분포에서는고졸이하근로자의비율이 77.2% 로서매우높게나타나고있으며 4년제대졸자의비율은 11.4% 에그치는수준이다. 근로자의교육수준에따른공식 / 비공식부문으로의직장결합 (job matching) 의형태가매우현저한차이를보이는것으로나타났다. 다음으로 < 표 4-12> 에서는근로자의교육수준별공식부문과비공식부문으로의분포를보여주고있다. 예상한것처럼고졸미만근로자의 45% 정도가비공식부문종사하는반면에고졸자는 29%, 초대졸자 16%, 그리고 4년제대졸자는 10% 만이비공식부문에종사하였다. 이는근로자의교육수준이증가할수록비공식부문의종사확률이낮음을보여주고있다. < 표 4-11> 공식 / 비공식부문간학력분포 ( 종합 =100) 고졸미만고졸초대졸 4년제대졸이상 공식부문 비공식부문 표본크기 14,106 4,712 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. < 표 4-12> 공식 / 비공식부문간학력분포 ( 횡합 =100) 고졸미만고졸초대졸 4 년제대졸이상 공식부문 비공식부문 표본크기 14,106 4,712 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006.

126 102 한국의임금격차 3. 공식 / 비공식부문간직장특성비교 공식부문과비공식부문의정의를고려해보면대기업에비해중소기업에서근로자에게제공해야되는사회보장을회피할가능성이높다. 따라서본절에서는기업체규모에대한연속적변수와범주적변수를사용하여기업체종업원수규모에따라 (1) 1~9 인 (2) 10~29인 (3) 30~99 인 (4) 100~299인 (5) 300~999인 (6) 1000인이상의 6개의범주로나누어그분포를살펴보고자한다. 이상의 6개범주에따른공식 / 비공식부문간근로자가속한기업체규모별분포가 < 표 4-13> 과 < 표 4-14> 에서보여주고있다. 공식부문의경우기업체규모분포를살펴보면 300인이상대기업의 < 표 4-13> 기업체규모별분포 ( 종합 =100) 1~9 인 10~29 인 30~99 인 100~299 인 300~999 인 1000 인이상 기업체규모공식부문비공식부문 표본크기 14,106 4,712 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. < 표 4-14> 기업체규모별분포 ( 횡합 =100) 1~9 인 10~29 인 30~99 인 100~299 인 300~999 인 1000 인이상 기업체규모공식부문비공식부문 표본크기 14,106 4,712 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006.

127 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 103 비중이 32.7% 인데반해서비공식부문의경우대기업비중이 10% 수준에도미치지못하고있다. 오히려 10인미만소기업이비공식부문에서차지하는비중이공식부문 13.7% 보다네배이상높은 61.6% 로나타나고있다. 즉비공식부문인경우영세한중소기업의비중이높고이들이근로자에게다양한형태의사회적보험을제공해주지못하며중소기업가대기업간현저한국내노동시장의임금격차를고려하면사회보험적용여부뿐만아니라임금측면에서도상당한격차가존재하게되는요인을찾아보게된다. 다음으로각각의기업체규모에따른공식부문과비공식부분확률분포를 < 표 4-14> 에서살펴보면예상대로대기업의경우공식부문일확률이높았고중소기업일수록근로자에게사회보험을제공하지않는것으로나타났다. 비공식부문의다수를차지하는 10인미만기업의경우근로자에게사회보험을제공하는비율이 64% 에이르고있으며 10인이상의근로자를고용했을경우이비율이 26.1% 로급감하고기업체규모가증가할수록이비율은계속감소함을보여주고있다. 다음으로근로자가속한기업체특성가운데노동조합조직여부에따른사회보장가입여부를살펴본결과가각각 < 표 4-15> 와 < 표 4-16> 에제시되어있다. 공식부문이경우노조가조직되어있는비율이무려 32% 로서국내노동시장전체노동조합조직률 10% 수준보다매우높게나타나고있으며비공식부문의비율 3.8% 보다훨씬높은것으로나타난다. 그리고노조기업과비노조기업을각각분리해서공식부문과비공식부문의비율을살펴보면노조기업이공식부문으로정의되는비율이무려 97.2% 인데반해서비노조기업에서근로자에게사회보험을제공해주는경우가 67.6% 로매우낮게나타났다. < 표 4-15> 공식 / 비공식부문간노조기업비율 ( 종합 =100) 노조기업비노조기업 공식부문 비공식부문 표본크기 14,106 4,712 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006

128 104 한국의임금격차 < 표 4-16> 공식 / 비공식부문간노조기업비율 ( 횡합 =100) 노조기업비노조기업 공식부문 비공식부문 표본크기 14,106 4,712 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. 공식 / 비공식부문간근로자의임금, 근로시간분포현황을 < 표 4-17> 에서살펴볼수있다. 먼저공식부문에종사하는임금근로자의월평균임금은 185만원인데반해서비공식부문종사자의월평균임금액은 117 만원에그치는것으로나타나는데이는공식부문근로자임금수준의 63% 에미치는수준이다. < 표 4-17> 공식 / 비공식부문간임금및근로시간 월평균임금월근로시간시간당임금로그시간당임금 공식부문 비공식부문 표본크기 14,106 4,712 주 : 모든임금수준은각년도물가지수로디플레이트한실질수준임. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. 이임금격차는근로자의여러인적특성을고려하지않은상태에서추정된것이므로이를고려한임금격차를뒷장에서분석하고자한다. 근로자의임금과더불어중요하게고려해야될변수인근로시간에대해서살펴보면, 공식부문근로자의주당평균근로시간은 50.9 시간인데반해서비공식부문근로자의주당평균근로시간은 53.7시간으로오히려비공식부문에서의근로시간이높은것으로나타났다. 두부문모두근로자가법정근로시간이상근로하는것으로나타나고있으며이는비공식부문에서심화되는것으로나타나는데 5인미만비공식부문에서근로기준법 55조의초과근무연장근로수당미지급을합법화하여비공식부문

129 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 105 장시간근로의원인이될수있다. 임금결정식을실증분석하는데있어서는근로자의근로시간을고려한시간당임금이기준이되는데이를기준으로살펴보면, 공식부문근로자의평균시간당임금은 8천8백 14원이며비공식부문근로자의평균시간당임금은 5천2 백17원으로나타났다. 시간당임금기준으로비공식부문근로자의평균임금수준은공식부문의 60% 에못미치는것으로나타났다. 이는비공식부문에서의초과근로가상당부문보상받지못하는것으로예측된다. 다음으로공식부문과비공식부문에서의근로자가속한산업별분포를보여주는결과가 < 표 4-18> 과 < 표 4-19> 에제시되고있다. < 표 4-18> 공식 / 비공식부문간산업분포 ( 종합 =100) 광업 건설제조업전기 운수 통신도소매숙박 음식점업금융 보험 임대공공서비스사업서비스기타서비스 공식부문 비공식부문 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. < 표 4-19> 공식 / 비공식부문간산업분포 ( 횡합 =100) 광업 건설제조업전기 운수 통신도소매숙박 음식점업금융 보험 임대공공서비스사업서비스기타서비스 공식부문 비공식부문 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006.

130 106 한국의임금격차 먼저공식부문근로자의산업별분포현황을살펴보면제조업이 34.1% 로서가장많은부분을차지하며다음이공공서비스 (19.5%), 사업서비스 (9.4%) 순서였다. 비공식부문의산업별분포는역시제조업 (21.0%) 이가장높게나타났으며다음으로도소매업 (18.3%), 숙박및음식점업 (13.3%), 그리고공공서비스업 (11.6%) 순서였다. 그리고산업별로공식부문과비공식부문분포를살펴본결과가 < 표 4-19> 에제시되어있는데비슷한패턴을보여주고있다. 즉도소매, 숙박및음식점업과공공서비스업에서비공식부문의비중이상대적으로높은데이는주로노동집약적인영세사업체가많이존재하기때문이다. 공식부문과비공식부문에서의근로자가속한직종별분포를보여주는결과가 < 표 4-20> 과 < 표 4-21> 에제시되고있다. 먼저공식부문근로자의직종별분포현황을살펴보면사무종사직이 23.7% 로서가장많은부분을차지하며다음이준전문가및기술직 (17.5%), 장치. 기계. 조작직 (15.1%) 순서였다. 비공식부문의직종별분포는기능종사직 (18.9%) 이가장높게나타났으며다음으로단순노무직 (16.4%), 그리고서비스종사직 (15.3%) 순서였다. 이를다시직종별로공식부문과비공식부문분포를살펴본결과가 < 표 4-19> 에제시되어있는데비슷한결과를보여주고있다. 즉관리직, 전문직, 혹은사무직일수록공식부문에종사할확률이높았고서비스종사직, 판매직, 그리고단순노무직인경우비공식부문에종사확률이매우높았다. < 표 4-20> 공식 / 비공식부문간직종분포 ( 종합 =100) 고위임직원및관리직전문가준전문가및기술직사무종사직서비스종사직판매직기능종사직장치 기계 조작직단순노무직 공식부문 비공식부문 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006.

131 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 107 < 표 4-21> 공식 / 비공식부문간직종분포 ( 횡합 =100) 고위임직원및관리직전문가준전문가및기술직사무종사직서비스종사직판매직기능종사직장치 기계 조작직단순노무직 공식부문 비공식부문 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~ 비공식부문결정요인 우리는앞에서공식 / 비공식부문간근로자의다양한특성들을비교분석해보았다. 이를종합하여각개인의특성들이근로자의비공식부문종사여부에영향을주는실증분석을시도하고자한다. 일반적으로사용되는선형확률모형은잔차항추정에있어서이분산의문제가제기되므로이를극복한계량방법인프로빗 (probit) 모델과로짓 (logit) 모델을사용해서추정하고자한다. 이두계량방법은실증분석에서자주사용되는방법이므로구체적인모델설명은생략하기로한다. 본연구에서는이두가지방법을동시에사용하여추정한결과를 < 표 4-22> 에서보여준다. 먼저프로빗을사용한근로자의비공식부문결정추정식결과를살펴보면나이가고령일수록공식부문에일할확률과는통계적으로유의한결과가나오지않았다. 다음으로교육수준이비공식부문에종사할영향의크기는매우뚜렷하게나타난다. 예를들어교육년수 1년의증가는공식부문의종사확률을무려 2.9% 증가시키는것으로나타났다. 기초통계량에서나타나는성별간공식 / 비공식부문의차이는교육수준을비롯한여러개인의특성들을고려한뒤에도비공식부문에종사할확률이여성이남성에비해 14% 높게나타났으며이는 1% 수준에서통계적으로유의함을보여준다. 다음으로제조업

132 108 한국의임금격차 대비다양한산업변수가비공식부문에미치는효과는숙박, 음식점업과도소매업이상대적으로매우높게나타났다. 프로빗모델을이용한추정계수의크기와로짓모델을이용한계수값의차이는거의없는것으로나타나는관계로표에서나타난로짓결과에대한설명은생략하고자한다. < 표 4-22> 비공식부문결정요인분석 Probit Logit 추정계수표준오차추정계수표준오차 나이 (0.000) (0.000) 교육년수 ** (0.001) ** (0.001) 여성 0.140** (0.007) 0.140** (0.008) 광업 건설 0.283** (0.016) 0.299** (0.017) 전기 운수 통신 ** (0.014) ** (0.014) 도소매 0.278** (0.013) 0.287** (0.014) 숙박 음식점업 0.494** (0.018) 0.502** (0.019) 금융 보험 임대 0.130** (0.017) 0.134** (0.018) 공공서비스 0.041** (0.011) 0.040** (0.012) 사업서비스 (0.014) (0.014) 기타서비스 0.313** (0.017) 0.323** (0.018) 년도더미 yes yes Log likelihood R-sqs 표본 18,813 18,813 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. 모든추정계수는한계효과 (marginal effects) 값임. ** 통계적으로 1% 에서유의함. * 통계적으로 5% 에서유의함. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006.

133 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 109 제 4 절공식 / 비공식임금격차분석 1. 횡단면분석 본장에서는먼저횡단면회귀분석을통한공식부문과비공식부문의임금격차를분석해보고자한다. 우리는현재까지국내노동시장에서공식부문과비공식부문간그리고각부문에서성별간인적자원의분포를비교분석해보았다. 본절에서는관측되는근로자의특성을적절히통제한후에공식부문과비공식부문간실제발생하는임금격차혹은차별의수준이어느정도인지를추정하여이를바탕으로비공식부문여성인적자본화에따른경제적편익을향후에추정해보고자한다. 공식부문과비공식부문의임금격차를추정하기위하여흔히사용하는임금추정식은아래와같다. (15) 여기서종속변수인 는시간당로그임금을사용한다. 우변에서독립변수로사용되는 변수들에는근로자의나이, 현직장에서의근속년수, 학력수준, 성별, 결혼여부, 그리고산업더미변수가사용되어진다. 그리고근로자가비공식부문에종사할경우 = 그렇지않은경우 =, 즉근로자의비공식부문여부를나타내주는더미변수가우리가추정하고자하는공식부문과비공식부문임금격차인것이다. 잔차항 는개인의관측되는변수외에임금에요인을주는관측되지않는요인을보여주고있다. 만일비공식부문의임금수준이개인의관측되는속성들을통제한후에도여전히공식부문보다낮다면추정계수 는음 (-) 의값을보여줄것이다. < 표 4-23> 에서임금방정식 (6) 을추정한결과를보여주고있다. 먼저관측되는다양한근로자의특성이개인임금에미치는효과를살펴보

134 110 한국의임금격차 면, 고령자일수록임금은증가하며근속년수 1년의증가는근로자의임금을 2.4% 증가시키는것으로나타난다. 다음으로교육수준이임금에미치는효과를살펴보면교육년수 1년의증가는근로자의임금을 5.2% 수준증가시키는것으로나타난다. 이는개인의교육수준이임금결정에매우중요함을보여주고있다. 그리고남성대비여성의임금격차는 27.8% 로추정되어지며결혼한근로자의임금이미혼자에비해 12.4% 높게나타난다. 그리고근로자가노동조합에가입했을경우가입하지않은경우보다임금수준이 13.8% 높게나타나고있다. 상당히높은노동조합의임금프레미엄효과는기업체규모와산업변수를통제할경우낮아짐을아래에서발견하게된다. < 표 4-23> 공식 / 비공식부문임금효과추정식 OLS OLS 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 비공식부문 ** (0.007) ** (0.008) 교육년수 0.052** (0.001) 0.048** (0.001) 나이 0.003** (0.000) 0.003** (0.000) 근속년수 0.024** (0.001) 0.022** (0.001) 여성 ** (0.006) ** (0.006) 노동조합 0.138** (0.007) 0.058** (0.008) 기혼유배우 0.124** (0.007) 0.119** (0.007) 기업체더미 no yes 산업더미 no yes 직종더미 yes yes 년도더미 yes yes R-sqs 표본 18,811 18,811 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. ** 통계적으로 1% 에서유의함. * 통계적으로 5% 에서유의함. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. 관측되는다양한근로자의특성들즉근로자의교육수준, 나이, 근속 년수, 성별, 노동조합가입여부등을고려했을경우관측되는 동일한수 준 에서근로자가비공식부문에종사할경우공식부문근로자에비해

135 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 111 임금격차의차이는 11.9% 로나타나고있다. 이는비공식부문에종사하는근로자가다양한사회보험의혜택을받지못하는점과회귀분석에고려된임금변수가세후인점을감안하면그격차는더욱커질수있다. 다만이결과는관측되는특성변수선택에있어서제약이있고관측되지않는근로자의특성과직장선택과의상관관계가존재하기때문에최종적인추정계수가될수없음을미리밝혀둔다. < 표 4-23> 의오른쪽열에있는추정결과는각기업이산업내에서누리는독점적이윤을통제하고자산업변수를 9개의대분류하에서통제하였고기업체규모를종사하는기업체종업원수규모에따라 (1) 1~9 인 (2) 10~29인 (3) 30~99인 (4) 100~299인 (5) 300~999인 (6) 1000인이상의 6개의범주로나누었다. 이가운데 10인미만을기준그룹으로설정하여 5개의기업체더미변수를횡단면임금추정식에근로자의다양한특성과같이독립변수로넣어주었다. 이두변수들을고려했을경우공식부문과비공식부문임금격차는 9.7% 로서다소줄어들고있다. 또한위에서살펴본노동조합의임금상승효과도 5% 대로매우감소하는것을보여주고있다. 2. 패널분석 횡단면분석에서분석되는추정계수값의의미는 관측되는 근로자의특성이동일하다는가정에서출발한다. 그러나횡단면분석에서는관측되지않는특성과임금과의관계를고려하지못하는단점이항상지적되고있다. 따라서공식부문과비공식부문간임금격차를실증분석하는데있어서, 관측되지않은근로자의특징들과직장선택사이의상관관계를통제하는것이매우중요하다. 전통적횡단면분석임금방정식에추정하는공식부문과비공식부문의임금격차의크기는개인근로자임금에영향을줄수있는다양한변수들을통제하고비공식부문종사여부더미변수를고려하는아래와같은방정식을추정하여구한다. (16)

136 112 한국의임금격차 식 (7) 에서 는각근로자가받는시간당로그임금이며, 는개인이비공식부문에속한지의여부를나타내는더미변수, 는개별근로자의임금을결정하는개인의특성들이며 는에러항이다. 이때비공식부문더미변수추정계수 가일관성 (consistency) 을유지하기위한중요한요건은에러항과비공식부문선택과체계적인관계가없어야된다는것이다. 그러나개인의관측되지않는속성에따라공식 / 비공식부문선택여부가체계적으로결정된다면횡단면분석에서최소자승으로추정된비공식부문더미계수값은일정의편이를초래할것이다. 만일생산성이혹은기술수준이높은근로자들이평균적으로공식부문직장을선호한다면횡단면임금방정식에서추정된공식 / 비공식임금격차의크기는과대평가될것이다. 관측되지않는근로자의특성과비공식부문선택의상관관계로발생하는내생성문제를고려하기위해서본연구는패널자료를활용한고정효과 (fixed effects model) 모델을사용하고자한다. 먼저패널자료는시간의흐름에따른개인의여러정보들을활용할수있기때문에, 앞의임금방정식 (7) 에서시간을고려하여다음과같이기술할수있다. (17) 식 (7) 에서 는각근로자가어느일정시점에서받는시간당로그임금이며, 는시점 에서개인의비공식부문종사여부를나타내는더미변수, 는개별근로자의임금을결정하는개인및직장의속성들이며, 는시간더미변수이며, 그리고 는에러항이다. 이때 는관측되지않는근로자의특성으로서비공식부문더미변수인 와상관관계가일반적으로존재하는것으로인식된다. 만일개별연구자가이런상관관계에대한고려없이횡단면분석을이용하여임금방정식을추정한다면, 이때추정된 는편이가발생하게된다. 횡단면분석에서피하기힘든내생성문제를해결하는방법은아래의고정효과모델을사용하여문제가되는개인의관측되지않는변수

137 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 113 를제거하는것이다. (18) 여기서 는 에서구한값, 즉개인근로자의임금을각시 점에서전체분석시간에서구한개인의평균임금을빼준값이다. 나머지변수인 도동일한방법으로구해서사용할수있다. 새롭게정리한식 (9) 에서보는것처럼기존의임금방정식에서내생성의문제를내포했던개인의관측되지않는속성인 가제거된것이다. 따라서 의고정효과추정계수치는에러항인 이모든시점에서각각의독립변수와상관관계가없다면불편추정량의성질을가질수있다. < 표 4-24> 공식 / 비공식임금효과추정식 : 횡단면분석 vs. 패널분석 OLS FE 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 비공식부문 ** (0.008) ** (0.009) 교육년수 0.048** (0.001) 0.014* (0.007) 나이 0.003** (0.000) 근속년수 0.022** (0.001) 0.013** (0.002) 여성 ** (0.006) 노동조합 0.058** (0.008) 0.023** (0.008) 기혼유배우 0.119** (0.007) 0.034** (0.008) 기업체더미 yes yes 산업더미 yes yes 직종더미 yes yes 년도더미 yes yes R-sqs 표본 18,811 18,811 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. ** 통계적으로 1% 에서유의함. * 통계적으로 5% 에서유의함. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. < 표 4-25> 에서횡단면추정결과와고정효과모델을통하여추정한 부문간임금격차의크기를동시에보여주고있다. 고정효과모델의장

138 114 한국의임금격차 점은앞에서설명한것처럼근로자의관측되지않는특성을통제하여우리가추정하고자하는변수와의잠재적상관관계를고려하는것이다. 비공식부문더미변수를살펴보기에앞서서다른설명변수의추정계수의변화를살펴보면교육, 노동조합, 그리고결혼유배우가임금에미치는효과가매우감소했음을우리는발견할수있다. 이는관측되지않는생산성이높은개인이높은교육수준을받고공식부문기업에종사할확률이높은것으로추정된다. 이런상관관계를적절히고려하지않을경우횡단면분석에서추정한설명변수는상당부분상향편의의문제를피하기어렵다. < 표 4-25> 공식 / 비공식부문임금효과추정식 OLS FE 추정계수표준오차추정계수표준오차 비공식부문 ** (0.009) ** (0.009) 비정규직 ** (0.009) ** (0.011) 교육년수 0.048** (0.001) (0.008) 나이 0.003** (0.000) 근속년수 0.021** (0.001) 0.012** (0.002) 여성 ** (0.007) 노동조합 0.054** (0.008) 0.026** (0.009) 기혼유배우 0.114** (0.007) 0.023** (0.009) 기업체더미 yes yes 시간더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 yes yes R-sqs 표본 16,052 16,052 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. ** 통계적으로 1% 에서유의함. * 통계적으로 5% 에서유의함. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006. 다음으로본연구분석의초점이되는비공식더미변수의추정계수를 횡단면분석과고정효과모델을비교하면횡단면분석에서추정된공식 / 비공식부문임금격차의크기가고정효과모델에서무려 60% 까지감소

139 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 115 하여횡단면분석의추정결과는상향편이되었음을입증하나여전히어느정도의공식부문과비공식부문간임금격차가존재하는것으로나타났다. 여기서한가지유의할점은앞에서도언급한것처럼회귀분석에서사용된임금변수가세금을고려한세후임금인점을감안하여횡단면분석이나고정효과모델에서추정한공식 / 비공식부문임금격차보다실제로더클수있는가능성을내포하고있다. 이런결과를종합해보면관측되지않는근로자의특성을통제하지못한횡단면분석을포함한기존의추정방법은부문간임금격차를추정하는데상당한편이를피할수없음을단적으로보여주고있다. 물론고정효과모델에서추정한방법의장점은관측되지않는근로자의특성이시간에변화에따라고정되어있다는가정을동반하고있다. 만일근로자의관측되지않는특성이시간에변화에따라변화거나직장을이동하는동기가기업내에서근로자가직장적합도에대한학습과정 (learning process) 으로유발되었다면고정효과모델을통한추정계수도어느정도의편이로부터자유로울수없음을밝혀둔다. 임금방정식을추정하는경우에연구자는다양한형태의근로자의특성뿐만아니라직장에대한특성도가능한많이고려하고자한다. 국내노동시장의경우정규직과비정규직의임금격차가존재하는현실에서이에대한고려도매우중요하리라생각된다. 이런관점에서근로자가정규직에근무하는지에대한정보를고려하여추정한임금방정식의추정결과가 < 표 4-25> 에제시되어있다. 교육년수를포함한나이, 근속년수, 노동조합, 그리고여성변수가임금에미치는효과는거의동일함을발견할수있다. 관측되는동일한수준에서비정규직근로자의임금은정규직근로자에비해 14.5% 낮게나타나는데이는물론관측되지않는특성을고려하자못한내생성문제가존재하므로상당수준의상향편이가존재함을유추해볼수있다. 이추측은오른쪽열에보이는고정효과모델에서관측되지않는근로자의특성을고려했을경우정규직과비정규직의임금격차는 7.0% 로줄어드는것을발견할수있다. 본연구의주된목적은정규직과비정규직의임금격차분석에있지않으므로이에대한논의는여기서멈추고자한다. 본연구의관심이되는공식 /

140 116 한국의임금격차 비공식부문간임금격차추정계수 2.9% 는앞의 < 표 4-25> 의고정효과 모델에서추정한크기 3.7% 보다 0.8% 포인트차이가나는것으로나타 나비정규직여부를적절히통제하는것이중요한것으로나타났다. 3. 공식부문과비공식부문임금결정체계비교 마지막으로전체표본을공식부문과비공식부문으로나누어각각임금방정식을추정해본결과가 < 표 4-26> 에제시되어있다. 전체표본을각부문으로나눈이유는국내노동시장이사회보험적용여부를기준으로공식부문과비공식부문으로분리할수있는가라는문제에대하여실증적분석을통한답변을하고자하는시도이다. 즉국내노동시장의이중노동시장 (dual labor market) 의존재여부를검증해보는것이다. 이중노동시장가설에의하면전체노동시장은높은임금과좋은근로환경을 < 표 4-26> 공식부문과비공식부문임금결정식 공식부문 비공식부문 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 교육년수 0.057** (0.002) 0.026** (0.002) 나이 0.004** (0.001) (0.001) 근속년수 0.022** (0.001) 0.018** (0.002) 여성 ** (0.007) ** (0.013) 노동조합 0.058** (0.008) 0.04 (0.039) 기혼유배우 0.128** (0.008) 0.095** (0.013) 기업체더미 yes yes 산업더미 yes yes 직종더미 yes yes 시간더미 yes yes 지역더미 yes yes R-sqs 표본 14,100 4,711 주 : 괄호안의값은표준오차 (standard error) 이며이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였다. ** 통계적으로 1% 에서유의함. * 통계적으로 5% 에서유의함. 자료 : 노동연구원, 한국노동패널조사, 2000~2006.

141 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 117 제공해주는일차부문 (primary sector) 과저임금과열악한근로환경을제공해주는이차부문 (secondary sector) 로나눌수있다는점이다 (Doeringer and Piore, 1971). 이중노동시장의존재를증명하는방법가운데가장폭넓게사용되는방법은 동일한 특성을소유한근로자들이그들이일하는섹터에따라임금보상이다르게받는지를살펴보는것이다 (Dickens and Lang 1985). 일반적으로이중노동시장존재여부와관련된실증분석을시도하기위해서근로자의인적속성에대한노동시장에서의보상이현저히다르게나타나는지를점검해보는것이다. 예를들어근로자의임금수준을결정하는가장중요한인적자본 (human capital) 가운데교육수준이임금수준에미치는효과를분석한다고하자. 만일공식부문에서의교육수준에대한보상이체계적으로비공식부문과다르다면 ( 예를들어크다면 ), 이것은사회보장보험가입여부에따라두노동시장이분리되어있다는증거가될수있다. 노동시장이이중노동시장구조화되어동일한특징의인적자원에대해차별적인보상이존재한다면그만큼인적자원배분의비효율성이야기되고있음을의미한다. 관측되는근로자의인적자본에대한노동시장에서의보상이공식부문과비공식부문간에상당한수준인것으로나타난다. 예를들어교육수준에대한노동시장에서의보상이공식부문의경우비공식부문과비교해보아서 2배이상의차이가나며현직장에서의근속년수가임금에미치는효과가공식부문이큰것으로나타났다. 노동조합의임금상승효과도비공식부문에서는나타나지않으나공식부문에서는통계적으로유의하게나타났다. 공식부문과비공식부문간결정되는가격의차이가통계적으로상이한지를검증하는 Chow-Test에대해서도 F-통계량값이 21.9로나타나 1% 유의수준에서추정계수값이동일하다는귀무가설을기각한다.

142 118 한국의임금격차 제 5 절요약및정책방향 본연구는사회보장적용여부를기준으로공식노동시장 (formal labor market) 과비공식노동시장 (informal labor market) 으로나누고공식과비공식의이중노동시장구조하에서인적자원에대한보상이어떻게이루어지는가를실증분석을통하여평가하였다. 실증분석결과비공식부문종사페널티가생산성격차요인의영향력을통제한뒤에도추정계수가 로나와 6.5% 감소하는것으로나타나고있다. 그러나이부분은종사자의보이지않는이질성을반영하는고정효과에의한부분이상당부분포함되어있어이부분을통제한다면추정계수는 로나타나서 2.9% 감소하는것으로나타난다. 이는공식부문평균근로자의월평균임금이 200만원이라면비공식부문근로자의임금격차는매월 5.8만원으로서이를전체비공식부문근로자의추정크기로곱해주고연도로합산하면비공식부문근로의전체페널티는적지않은것으로나타난다. 비공식노동시장에처할경우교육, 연령, 노동조합등이주는보수증가효과는둔감되고성별임금격차가비공식노동시장에서더큰것으로나타난다. 비공식부문이공식부문을진입하기위한노동시장징검다리역할을하거나경기둔화시기에사회안전망이불완전한상태에서노동시장의완충지역의역할을한다면비공식부문노동시장의존재는반드시부정적인것만은아닐것이다. 당장의사회안전망을구축하는데재원이부족한후진국일수록비공식부문이사회안전망의대체기능을수행할가능성이높다. 그러나경제가선진화되면사회안전망이확대되면서비공식부문이점차감소하고공식부문이확대되는것이선진국의경험인데과거의고착된비공식부문이경제의선진화를가로막는병목현상을일으킬가능성도존재한다. 국가가선진화되고중장기적으로비공식부문이공식화되면서보다투명하고효율적인경제시스템으로변화하는것이선진국들이밟아온경로이다. 그러나만일비공식노동시장의발생이느슨하게정의된사

143 제 4 장공식부문과비공식부문임금격차분석 119 회보장법체계, 느슨한감독, 비공식부문에대처하는정부의중장기정책에기인한다면비공식부문의존재는노동배분의비효율성야기, 비공식부문저소득근로자대책을위한별도빈곤정책비용등사회적비용유발의문제를야기하게될것이다. 결과적으로 Baumol's Trap과같이비공식부문의만성화는전체경제시스템의비효율화를초래하여국가경쟁력을반감시킬수있을것이다. 결과적으로비공식부분은 양날의칼 (double edged knife) 로서오늘당장개혁되어야할, 개혁될수있는대상도아니지만점차경제수준에비하여과도한비공식부문을어떻게점차줄여나갈지에관한마스터플랜을가지고점진적이고일관된정책수립이필요한것이다. 본연구를통하여공식 / 비공식부문의이중노동시장구조의존재를확인할수있었다. 이중노동시장구조하에서는단순히저소득계층을위한교육기회제공등공급정책만으로는비공식부문의저소득문제를해결하지못할가능성도크다. 양질의인적자본이노동시장에공급되어도비공식부분에배분된다면인적자본의가치는저평가받게되고그만큼국가의총체적생산성이감소됨을의미하는것이다. 마지막결어로서이중노동시장구조를개선하기위한고용정책의방향에대해논하고자한다. 첫째, 양지가밝으면인근음지는더욱어두운것처럼노동시장의정규직에대한노동기준및사회보장수준이높으면높을수록비공식부문의탈법, 불법유인은더욱커지게된다. 이중노동시장구조하에서는공식부문노동시장과비공식부문의수준의격차를점차줄여나가는정책이필요하다. 과도하게설정된공식부문기준을무리하게비공식부문에확대시켜간다면이는비공식부문의확대라는의도치않은결과를낳을수있다. 둘째, 비공식부문자원배분시스템의투명성을기하기위해인프라구축을위한노력이제고되어야한다. 비공식부문근로감독의강화, 서면계약주의정착, 계약상근로조건의덤핑이우려되는사항에대해필수기재의무를마련한다든지하여노동시장거래의투명성이전제되도록노력해야한다. 사회안전망이각각별도로법률적인정의를가지고있고관련감독부서가별도로되어있는현실에서탈법유인은커질수밖에없음으로따라서사회보장관

144 120 한국의임금격차 련법의통합적관리시스템의마련도필요하다. 애매하고모호한계약, 법체계및느슨한관리감독은불법, 탈법계약의온상이된다. 셋째, 비공식부문의공식부문을촉진시키기위해과도기기간동안에당근프로그램 (carrot program) 을마련할필요가있다. 비공식부문의사회보장세의감면, 사용자에대한투명경영및노동 / 사회보장기준에대한교육및컨설팅등비공식부문의공식화유인을제공해야한다. 예컨대사회보장관련차별적세율의적용을통해비공식노동시장을중장기계획하에점차줄여온국가사례, 비공식부문노동시장의사용자에게벌금등처벌만을하기보다는사회보장관련교육과적용을위한비즈니스컨설팅등의당근정책을동시에적용한국가사례도우리에게중요한정책시사점을제공한다 (Tokman, 2007; Cho, Kim and Kwon, 2008). 넷째, 비공식부문과공식부문에보편적인기준이설정되어야만하는영역과이원화된기준설정이가능한영역으로구분하여이원화된설정이가능한영역의경우과도기기간동안유지를하되지속적인모니터링하에충분한시간을가지고점차단일화된기준으로격차를줄여나가는노력이필요하다. 보편적인기준으로설정되어야하는부분은근로자의기본권관련사항들이며사적자치로타협이가능한노동및사회보장영역에는이원화된제도를설정하여비공식부문노동시장을준공식부문으로내포 (contain) 하려는정책전략이필요하다. 마지막으로고용안정센터, 소상공인지원제도, 복지센터와같이고용 산업 복지의전달체계의통합화를통해유기적인전달서비스를제공하고장기계획하에공식화정책이지속적으로그리고점진적으로수행되어야할것이다. 파편화된비공식부문정책은정책효과를계량적으로가늠하기어려우며중복정책으로말미암은사회적재원낭비등을유발할수있다. 마지막으로비공식부문에대하여무조건식의규제와지원식의냉탕 열탕식의정책은문제를해결하기보다는만성화시킬수있다. 또한일자리수목표달성에급급한나머지단기일자리팽창정책을펴는경우도많다. 이경우비공식부문에저질일자리가양산되고결과적으로이중노동시장구조를더욱고착화시켜인적자원의배분의비효율성을크게할수있다.

145 제 5 장성별임금격차의분석 121 제 5 장 성별임금격차의분석 제 1 절연구의필요성및목적 남성과여성이라는특징의두집단사이에오랜동안지속되어오는있는소득에서의불평등의문제는많은정책적관심과오랜학문적연구의대상이되어왔다. 대부분의선진국에서는노동시장에서의불합리한남녀차별의해소를중요한정책목표의하나로삼고정부가적극적으로개입하고있는데특히미국, 호주, 캐나다등의국가에서는적극적고용개선조치 (Affirmative Action) 를통하여노동시장에서의여성의고용차별을해소하려는정부의적극적개입을보여왔다. EU 국가들은성별임금의차별해소에더욱관심을두었는데특히프랑스는 2001년입법조치를통하여회사수준에서매년감사를실시하여남녀의보수를비교하고정당화할수있는차이가있을때에는그기준을정하거나그렇지않으면 2010년까지남녀가동일한임금을받도록함으로써임금에서의남녀차별을시정하려는과감한조치를취하고있다. 우리나라에서도 1987년에 남녀고용평등법 이제정된이후 2001년과 2007년에전면개정을통하여근로여성의복지향상과노동시장에서의여성차별해소를위한법적근거를만들어적극적으로정책을펼쳐나가고있으며특히 2006년 3월부터는적극적고용개선조치제도를시행

146 122 한국의임금격차 하여고용에서의차별을시정하려는등다양한정책적노력을해오고있다. 물론이러한격차자체가반드시또는전부사회적차별에기인한다고보기는어렵다. 왜냐하면남녀의임금혹은고용에서의격차가남녀의경험이나교육혹은개인의특성차이등에서오는생산성의차이에기인하여정당화될수도있기때문이다. 이러한생산성의요소를무시하고획일적인격차의해소만을주장한다면역차별의비판을면하기어려울것이다. 그러므로이러한격차를분해하여어느정도가노동시장과관련한남녀의개인의속성차이로인하여설명될수있는비중이며어느정도가설명되지않는지를분석하여그원인을알아보는것이앞으로의노동정책과고용평등정책에매우중요한의미를가질것으로본다. 이번연구에서는 1998년부터 2006년까지의 한국노동패널 데이터를통해서성별임금격차의몇가지측면을살펴보고자하였다. 첫번째분석에서는성별임금격차에서인적속성으로설명될수있는비중의추이가어떻게변화하였는지살펴보고자하였다. 기본적으로 Oaxaca-Blinder 분해법을사용하였으나여성의경우노동시장참여의결정에있어서선택문제와이에따른추정에서의선택편의 (selection bias) 의가능성을명시적으로고려하여여성의임금방정식의추정에서는 Heckman 의 2단계추정방법을사용하였다. 두번째분석에서는시간에따른성별임금격차의변화를분석하였다. 데이터의두시기를지정하여 Juhn-Murphy-Pierce 방법을이용하여한시점에서의분해가아닌시간이지남에따라서임금격차의분해가어떻게달라지는지를분해하였다. 2000년대들면서임금격차의변화가정체된모습을보이고그중에서인적속성으로설명될수있는비중의추이또한큰변화가없다면최근꾸준히증가하고있는여성대학졸업자의증가추세가이런맥락속에서어떻게설명될수있는지를 Juhn- Murphy-Pierce 방법을이용한결과를통해서또한알아보고자한다. 세번째분석은직종의분리와직종내임금의격차를함께고려하여분석해보고자한다. 노동시장에서의남녀의차별일지라도직종에따라서차별의구체적인문제가다를수있다. 어떤직종에서는고용과관

147 제 5 장성별임금격차의분석 123 련된차별의문제가더심각할수있고어떤직종에있어서는직종내임금차별의문제가더클수있는데이런문제들을직종별로서로비교하여봄으로써시사점을찾아보고자한다. 5) 본연구의구성은다음과같다. 제2장에서는성별임금격차의분석과관련된선행연구들을소개하고제3장에서는성별임금격차의현황을통계치를통해서알아보고다른 OECD 국가들과비교를하며제4장에서는실증분석을위해사용된데이터에대하여기술하고그기초통계량을제시한다. 제5장에서는다양한분석을통하여나온추정결과를제시하고그결과를해석하며제6장에서는차별적격차를감소시키기위한제도적노력들을소개하고정책제언을하며마지막으로제7장에서는본연구의주요결과를정리하고시사점을도출하고자한다. 제 2 절관련연구 성별임금격차를원인별로분해하여각요인이어느정도임금격차를설명하고있는지를알아보고자하는연구들이많이있어왔는데, 국내의연구들을보면대부분 Oaxaca(1973) 와 Blinder(1973) 의방법을기본으로임금격차를분석하고있다 6).( 신영수 1996; 김태홍 2000, 유경준 2001; 주성환 최준혜 2001; 허식 2003). Oaxaca-Blinder 의분석은남녀집단의평균임금을기준으로성별임금격차를남녀의관측될수있는개인특성혹은보유량의차이에서나오는효과와동일자원혹은특징에대한추정계수의차이로분해한다. 두번째의효과가주로남녀의차별및오차로인한부분으로해석되어진다. 비록동일한 Oaxaca-Blinder 5) 노동시장에서의남녀차별은이외에도승진에서의차별이나퇴직에서의차별등중요한다른측면들도있으나본연구의범위에서는제외되었다. 6) Reimers(1983), Cotton(1988), Oaxaca 와 Ransom(1994) 은가중행렬을다르게가정하였는데이를이용한논문들이다수있지만기본적인아이디어는 Oaxaca (1973) 와 Blinder(1973) 에크게다르지않으므로본연구에서는구별하여표시하지않는다.

148 124 한국의임금격차 방법을이용하더라도구체적인방법론과변수의차이및사용데이터와분석연도에따라서그결과가달라질수있는데, 1990년이후의데이터를이용한연구들을보면남녀임금근로자전체에대한성별임금격차중개인특성등의인적요소의설명력을제외한나머지비중은작게는 30~40% 대 ( 금재호 2001, 김태홍 2000) 에서많게는 60~70% 대 ( 유경준 2001, 최강식 정진화 2008) 로다양하게나왔다. 이러한나머지부분에대한명칭도 차별및오차, 차별 ( 화 ) 로인한임금격차, 차별적격차, 차별적요소에의한임금격차, 설명되지않은임금격차, 잔여임금격차, 가격차이 등해석의관점에따라다양하게불리고있으므로해석에각별한주의가요청된다. 또한어떤집단을준거집단으로삼고분석하는지에따라결과가민감하게변하는지표문제 (index problem) 와대푯값으로서평균값에서만분석하고있어서임금분포상의포괄적이고종합적인시각을제공하지못하고있다는점에유의해야한다. 또한임금분포의분산구조가남녀간에동일하다는가정에분석하는것이므로로그임금을취해서변형시키더라도이런가정이실제로얼마나적합한지에대해서도고려해봐야한다. Kamalich and Polacheck(1992) 은기존의 Oaxaca-Blinder 방법과는다른역회귀분석 (reverse regression) 을통해서성별임금격차를측정하는데, Oaxaca-Blinder의분석이동일한인적요소를가진남녀임금근로자의임금차이를비교하였다면역회귀분석은동일한임금을받는남녀근로자의인적요소의차이를비교하는방법이다. 어수봉 (1991), 신경수 정균승 (2008) 은각각 1989년및 2004년 임금구조기본통계조사 자료를가지고역회귀분석을통해서성별임금격차를분석하였는데어수봉 (1991) 은동일임금의조건하에서남성의근속기간이여성보다 64% 정도짧음을보여줌으로써우리나라노동시장에서의여성차별을보여주었고, 신경수 정균승 (2008) 은사업체의규모가커질수록이러한근속연수의격차가더커짐을보였다. 그런데이분석방법은남녀가동일한베타값, 즉임금결정구조가같다는가정을하고있음에유의해야한다. 최근에는역회귀분석외에도 Oaxaca-Blinder 방법의임금분해시발생하

149 제 5 장성별임금격차의분석 125 는문제들을해결하기위한노력들이있어왔다. 그중에서두드러진연구로는 DiNardo, Fortin, and Lemieux(1996) 의비모수적분해법을이용한분석과분위회귀분석 (Quantile regression) 을이용한연구들 (Albrecht et al. (2003), Garcia et al. (2001), Montenegro(2001)) 등이있다. 국내에서는김용성 (2007) 이표본매칭을통한비모수적인방법을사용하여성별임금격차를분해하였다. 이러한방법은특정한형태의임금방정식을상정할필요가없다는장점이있는반면에셀을세분화할수록각셀내의표본의수가현저하게줄어드는단점이있고격차의구체적인요인별영향을분석할때지니는한계가있다. 그의분석에따르면분석대상전기간 (1993~2005) 에걸쳐서인적속성등을통제한후의성별임금격차가하위와상위의임금수준에서는상대적으로낮은반면에중위임금수준에서는상대적으로높은모습의흥미로운패턴을보여주었다. 노동시장에서의남녀차별과관련하여성별임금격차와더불어중요한문제가성별직종분리현상이다. 지금까지국내연구는많은경우임금격차와직종분리현상을독립적으로분리하여보거나임금격차분석시직종분리의문제를외생적으로간주하고분석하는경우가많았다. 그런데서병선 임찬영 (2002) 은직종선택의문제를내생화하여분석하였는데다항로짓모형 (multinomial logit model) 을이용하여직종선택의문제를알아보고직종선택모형으로부터의새로운변수를통하여직종별임금방정식에서의선택편의를보정하였다. 1999년의 한국노동패널 자료를이용하여분석한결과남성은생산직, 기술직, 최고관리직에집중되고여성은사무직, 판매직, 전문직, 단순노무직에집중되는직종분리현상이있음을보였고고임금직종일수록성별임금격차중생산요소에의해설명되는비중이크고저임금직종으로갈수록차별로설명되는비중이큼을보였다. 또한, 황수경 (2003) 은직종을 한국직업사전 을이용하여직업특성으로세분화하여조건부로짓모형 (conditional logit model) 을통하여직종특성의선택문제를내생화하여분석하였다. 임금방정식은위와유사한방법으로보정하여추정하였다. 이를통하여여성은여성직종에서상대적으로유리한보상을받으며남성은남성직종에서상대적으로유리한보상을받음을나타내보였고, 선택편의를보정한

150 126 한국의임금격차 < 표 5-1> 성별임금격차에대한최근의연구 연구자 ( 논문연도 ) 김태홍 (2000) 유경준 (2001) 주성환 최준혜 (2001) 금재호 (2002) 서병선 임찬영 (2002) 허식 (2003) 황수경 (2003) 김애실 (2004) 신경수 송일호 (2004) 김용성 (2007) 정진화 (2007) 최강식 정진화 (2007) 신경수 정균승 (2008) 데이터 ( 분석연도 ) 임금구조기본통계조사 (1990, 1995, 1998) 임금구조기본통계조사 (1984, 1988, 1994, 1997, 1999) 임금구조기본통계조사 (1994) 한국노동패널 (2000) 한국노동패널 (1999) 한국노동패널 (1999) 임금구조기본통계조사 (1993, 1999) 임금구조기본통계조사 (2002) 임금구조기본통계조사 임금구조기본통계조사 ( ) 임금구조기본통계조사 ( ) 한국노동패널 ( ) 임금구조기본통계조사 (2004) 측정방법 O-B 분석 O-B 분석 O-B 분석 O-B 분석 결과 차별적격차의비중이 1990년대에꾸준히감소함.(56% 에서 48% 로감소 ) 성별임금격차에서의차별적격차의비중이 1980 년대 ( 약 49%) 보다 1990 년대 ( 약 57~ 62%) 에더큼 기대인간자본 변수의포함은성별임금격차중인적요소의설명력을 40% 에서 52% 로높임 설명되지못한임금격차비중 (37%) 의 2/3 정도는여성의임금손해이고나머지 1/3 정도가남성의임금프리미엄으로나타남. 직종분리로인한임금차별보다직종내임 O-B 분석, 금차별의크기가더크고, 상위직일수록인다항로짓분석적속성에의한격차의비중이, 하위직종일수록차별적격차의비중이큼. O-B 분석고용차별보다임금차별정도가더큼. O-B 분석, 조건부로짓분석 O-B 분석 O-B 분석 비모수분석 ( 표본매칭 ) O-B 분석 O-B 분석 역회귀분석 직업특성변수의계수변화에주목하여경제환경의변화로인한성별격차의변화가능성제시 성별임금격차가운데 15% 정도가직종분리에의한격차. 대체로사업체의규모가커질수록인적특성의요소로설명되지않는비중이감소. 임금의상위분위와하위분위에비해중간분위에서인적특성통제후의임금격차가더큼. 인적요소로설명되지않는부분의비중이여성집중직종 (16%) 보다남성집중직종에서더큼 (36%). 임금근로뿐아니라자영업에서도차별적비중이상당함. 사업체규모가커질수록여성근로자에비해남성근로자가받는근속연수에따른보상격차가증대.

151 제 5 장성별임금격차의분석 127 임금방정식의추정한결과일부여성비중이높은직종에서선택보정을 하지않은추정에서나타났던여성의임금페널티가임금프리미엄으로 바뀌는것을확인하였다. 제 3 절성별임금격차의현황 1. 대푯값으로본성별임금격차 한국여성의평균임금 7) 수준은남성의약 2/3수준으로아직도그격차가상당히크다. 2007년 6월기준 임금구조기본통계조사 의발표결과에따르면, 여성노동자의평균월급여액은 158만원으로남성근로자의평균월급여액 238만원의 66.4% 수준이다. 또한최근 5년간의성별임금격차의변화를보면아래표에서드러나는바와같이지난 5년동안여성의임금수준이남성의임금수준에조금씩접근해오고는있으나 5년간변화의폭이 1.2% 포인트이며 2007년에는 2006년보다오히려 0.1% 포인트격차가확대되는데 2000년대들면서성별평균으로본남녀의임금격차의변화는다소정체된모습을보여준다. < 표 5-2> 남성대비여성의월급여액수준 ( 단위 : %) 연도 남성대비여성의월급여액수준 주 : 월급여액 : 정액급여 + 초과급여액기준이며, 상여금등특별급여액은제외됨. 남녀상용근로자들에서남자의평균값 (mean) 에대한여성의평균값의비율을나타냄 ). 7) OECD 한국자료는중위값 (median) 을사용한데비하여아래표에제시된 임금구조기본통계조사 국내발표내용은평균 (mean) 을이용한수치이므로 OECD 자료와약간의차이가생긴다.

152 128 한국의임금격차 위의값은임금의대푯값으로평균값 (mean) 을이용하여남녀집단의임금격차를비교한수치인데자주사용되는또다른임금의대푯값으로는중위수 (median) 를들수있다. 중위수는평균값에비하여이상치 (outlier) 에의한영향이적기때문에소득에대한대푯값으로자주사용되어왔다. 뒤에나올국가간성별임금격차의비교에서좀더자세히제시되겠지만 OECD Employment Outlook 에서는중위수소득을기준으로임금격차를나타내고있는데위의표와비교해보면전반적으로중위수를이용하였을때는평균값을이용하였을때보다한국의성별임금격차가약간더크게나타나고있다. 이는소규모의고소득여성들이평균값을상승시키는데영향을주는반면에중위수에서는상대적으로이러한영향이배제되기때문인것으로보인다. 남녀의임금격차를나타내는대푯값으로서평균임금혹은 OECD 자료의경우소득의중위수 (median) 를주로이용하여오고있는데이와함께볼주요한측면은성별임금분포의분산이라고할수있다. 한국의경우유럽의여러나라들과남녀의임금분포의분산의모습이다소다르게나타나고있다. [ 그림 5-1] 에서보는바와같이유럽국가의한예로서독일의경우를보면남녀의임금분포의모습이매우유사하고여성의경우는남성의분포를좌측으로평행이동한모습과비슷하다. 반면에한국의경우는 [ 그림 5-2] 에서와같이전체적인분포의모습이상당히상이하여평균에서의차이뿐만아니라여성은남성에비해서분산값이상대적으로작아서남성의평균의왼쪽의어느특정값부근에매우밀집되어있는모습을나타내고있어서평균값의차이로만으로설명이부족한성별분포상의차이가뚜렷하다. 따라서, 한국의경우는성별평균임금격차뿐아니라분산의차이또한추가적으로고려하는것이바람직하다. 성별분산에관한표가아래에제시되어있는데남성대비여성의상대적분산의정도를알아보기위해서아래와같이남성의표준편차대비여성의표준편차를 ( ) 3 년평균치를통해서나타내보았다 8). 8) 임금분포에서는왜도 (skewness) 또한중요한의미를지니는데왜도와관련한상대적인남녀차이에대해서분석해보았으나본데이터에서는시간의변화에따른

153 제 5 장성별임금격차의분석 129 [ 그림 5-1] 독일의남녀시간당임금분포 9) [ 그림 5-2] 한국의남녀의시간당임금분포 10) 일정한패턴을찾지못하였다. 9) Beblo et al. (2003) 에서인용. 10) 한국노동패널 2006 년자료를이용한시간당평균임금 ( 단위 : 만원 ) 의남녀분포