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1 기업임금체계의변화와연공임금 -근속과경력에대한보상차이를중심으로- 엄동욱 *1) 최근우리나라기업의임금체계개편에대한논의가활발하게전개되면서연공임금체계에대한비판이날로강화되고있다. 이는연공임금체계의순기능에비해역기능역할이더욱커지고있다는우려에기반한것이다. 본연구는연공임금을임금구조측면에서지난 10여년간의변화를파악하기위해한국노동패널 (1~9 차) 의임금근로자정보를이용하여임금함수를추정하였다. 특히노동패널의직업력정보에기초하여그간단순계산되었던경력연수변수를보다엄밀하게정의하여경력급추정에활용하였고, 임금근로자의패널데이터를구축하여임금함수의패널데이터분석을시도하였다. 그결과임금근로자의경우지난 10여년간경력보다근속에대한보상이더커지고있다는점을재확인하였다. 또한정규- 비정규직의추정결과를비교함으로써고용형태에따라상이한연공임금체계가존재하고있을것이라는추정이가능하다. 한편고정효과모형으로추정할경우에는 OLS 추정결과와달리경력의임금효과가크게증가하는것으로나타난다. 이러한결과들은연공임금에대한정형화된사실을확인할수있는단서를제공해주는동시에연공임금체계의개선을통해임금과고용의유연성을강화하자는지적들이현실적으로타당한접근이라는것을시사한다. Ⅰ. 문제제기 최근우리나라기업의임금체계개편이시급하다는주장이제기되고있다. 아직도호봉제가우 리나라기업의지배적이고보편적인임금체계이며, 호봉제와같이생산성과상관없이연차에따라 임금이상승하는연공임금체계의경직성이소득양극화, 고령층의고용불안정성심화, 고용형태차 별등의문제를초래하고있다는것이다. 연공임금에대한대부분의연구들은우리나라노동시장 에서연공임금이존재한다는데동의하고있고, 최근노동시장의유연화로인해그규모나적용범 위가완화되고있는추세라고보고있다. 한편이러한연공임금체계의경직성을해결하기위한대안으로서직무급임금체계가각광을받 고있다. 그러나우리나라의기업현실과노동시장여건을감안할때연공임금체계에서직무급임 금체계로곧바로이행하는것은현실적으로어렵고, 점진적인도입과정을거쳐연공임금체계의문 제점인임금과생산성의괴리를최소화할수있다고보는것이다.( 조준모, 2007) * 삼성경제연구소수석연구원, edwmidas@seri.org

2 그러나연공임금체계 2) 를직무급임금체계로전환해야한다는당위론에앞서한발물러서서그간 여러가지문제점이있음에도불구하고우리나라기업들이왜연공임금체계를도입했는지그리고 왜탈피하는데어려움을겪고있는지에대한고찰이필요하다. 즉, 임금체계의선행요인을규명함 으로써임금체계의변화방향과대책을강구할수있을것인데, 현재로는아직확정적인근거를발 견하지못한상태이다.( 김동배외, 2005; 김동배, 2006; 김동배정진호, 2006) 본격적인논의에앞서연공임금체계의특성에대해서간략히살펴보자. 다음 [ 그림 1] 은일반적 인임금체계의유형과특성을도식화한것이다. 3) 김장호(1992) 는임금체계의구분기준으로기업과 근로자간고용관계에기초한신뢰성(reliability) 을중시하는임금체계 ( 연공급과직능급) 와개별직무 또는일의합리적인기준인타당성(validity) 을중시하는임금체계 ( 직무급과직종급) 로구분하고있 다. 한편직무급이나직능급이조직내부의일의성격, 능력이나성과와같은조직적기준을중시하 는데반해서연공급과직종급은학력이나직종등의사회적기준을상대적으로중시하는임금체 계라고할수있다. 일반적으로우리나라와일본이연공급체계로분류되고미국등서구기업들이 직무급임금체계로이해되고있다. [ 그림 1] 임금체계의유형과특징 자료: 김장호(1992, p.10) 에서재인용. 2) 연공임금에관련하여다양한용어들이통용되고있다. 연공급중심의임금체계, 연공급형태의임금체계, 연공급적임금체계, 속인급체계, 연공급체계, 연공성등이그것인데, 본연구에서는인용자료가아닌이 상 연공임금 또는 연공임금체계 로통일하여사용한다. 경제학에서는주로연령이나근속에따라임금의 변화가어떻게변모하는지, 즉연령-임금프로파일또는근속- 임금프로파일의형태에주목하는반면, 경 영학에서는연공임금체계를기본급의차등원리가연공( 근속또는연령) 에기초하여결정되는임금체계 ( 보 상체계) 로파악한다. 3) 임금체계의유형과비교에대한자세한내용은박준성(2004) 을참고

3 한편, 최근기업임금체계는어떻게변하고있는가? 노동부의 연봉제성과배분제 실태조사 또는 임금제도실태조사 결과에서그변화상을살펴볼수있는데, 가장최근의조사결과는 2007 년도노동백서 에서찾아볼수있다. 4) 즉, 2006 년 6 월현재, 100 인이상사업체(1,510 개소) 중 56.1% 가호봉승급제를채택하고있다.(2004 년 59.1%, 2005년 62.8%) 5) 또한조사대상의 50.6% 가 연봉제를, 30.7% 가성과배분제를도입하여지속적인증가추세를보이고있으며, 연봉제나성과배분 제를도입계획이있거나도입을준비중인기업은각각 고있다. 9.8%, 9.9% 로더욱확산될것으로예상하 최근우리나라기업의임금체계에대한세부적인내용은김동배정진호 (2006) 에서상세한내용 을찾아볼수있다. 특히연공임금체계와관련하여기본급의결정원리에주목할필요가있는데, 기 본급유형을구성항목기준으로분류한결과가다음 < 표 1> 이다. 호봉급으로만기본급을구성하 는, 즉순수호봉급을적용하는기업이전체조사대상의 45.4% 로가장많으며, 그다음무체계유형 이많다. 한편직능급이나직무급을기본급기준으로적용하고있는기업은다합쳐도약 8% 에불 과하다. 호봉급과직능급이나직무급을연계한기업이 17.4% 로이를포함하면기본급결정시호봉 급이적용되는기업은 62.8% 이며, 여기에무체계유형까지포함할경우그비중은무려 90.7% 에 달하여우리나라기업의대다수가연공임금체계라고할수있다. 6) < 표 1> 기본급유형분류 기본급구성항목연봉제성과배분빈도비율호봉직능직무도입률도입률 무체계 순수호봉급 1, 순수직능급 순수직무급 호봉-직능급 호봉-직무급 직능- 직무급 호봉-직능 -직무급 전체 1, , 주: 1) 기본급에서, 는각각존재, 부재를의미. 결측치는 33 개임. 자료: 노동부(2005), 연봉제성과배분제 실태조사 ( 김동배정진호 (2006, p.9) 에서재인용). 4) 노동부(2007a), pp 를참조. 보다세부적인내용을참고하기위해노동부담당자에게문의한결과, 2007년 12 월말현재아직공표되지않은것으로확인되었다. 따라서 2006년에공표된 2005년조사결과가 가장최신의것이며기본급의구성항목및세부적용사항등을파악할수있는거의유일한자료이다. 5) 2006 년조사명칭을 임금제도실태조사 로바꾸면서조사방식을변경( 전수조사방식에서표본조사방식으 로) 하였다고한다. 따라서예년에비해실제조사된기업의수가상대적으로감소한것이다. 6) 무체계유형은조사대상기업의 27.9% 로서순수호봉급다음의비중을차지하는데, 이들은겉으로는호봉 급이아닌것처럼보이지만, 관리자급의경우묵시적인호봉승급이존재하고있으며사원급의경우에도 호봉테이블만없을뿐결과적으로는상당히경직적인연공급곡선을보이고있어연공임금체계라고간 주할수있다. 자세한내용은김동배정진호 (2006) pp 참조

4 그러나이상의논의가 100인이상기업의실태조사결과이기때문에우리나라기업현실을대변 하는데에는한계가있다. 따라서 2005 년기준으로조사된제4회사업체패널자료를통해기업규모 별임금체계의구성현황을살펴보면다음 < 표 2> 와같다. 이자료에따르면, 전체표본중 65.7% 가 호봉급을적용하고있는것으로나타났고, 100인미만기업은 55.4% 가호봉급을적용하고있다. 기 업규모별로비교하면중소기업에비해대기업의비율이상당히높으며대기업일수록종업원전원 에게호봉급을적용하기보다는대상을차별화하는경향이보인다. 따라서 100인미만의기업에서 도연공임금체계가일반적인형태라고간주할수있다. < 표 2> 기업규모별기본급의구성내역 (4 차사업체패널자료 ) 적용대상 연봉제 도입비율 전체 100인미만 100~299 인 300~999 인 1000인이상 표본수 1, 호봉급적용 전원 관리자 사원급 호봉급적용 호봉급비적용 직능급적용 직무급적용 주: 연봉제적용비율은호봉급을적용하고있는사업체중연봉제를적용한비율임 자료: 한국노동연구원 (2007), 2005 사업체패널, 4 차. 이상과같이우리나라기업의대다수가연공임금체계를갖고있다. 본연구는최근우리나라기 업임금체계가연공임금체계에서탈피하지못하고있다는점에서실제연공임금체계가어떠한양 태를보이고있는지를한국노동패널자료를이용하여분석하고자한다. 또한본연구는제2장에서 상세하게언급하겠지만, 연공임금체계가노동시장에부정적인영향을미치고있다는지적에비해 연공임금과관련된정형화된사실들(stylized facts) 에대한합의가쉽게이루어지지않고있다는 점에서연공임금체계에대한비판에앞서연공임금과관련된현상을더깊이이해할때효과적인 임금체계개선방안을도모할수있다고판단한다. 7) 7) 황수경(2005b) 은다양한논의에도불구하고아직정형화된사실들을파악하기에는어려움이있다고지적 하고있으며, 다음 3 가지특징을제시하였다. 첫째, 우리나라의연령프리미엄은미국이나일본에비해서도 매우높은수준이며주된원인은기업내에서의근속효과에기인한다. 둘째, 가파른연공효과는노조부문, 대기업정규직등내부자에한정된것이고, 무노조부문등외부자의경우근속이나경력에의한연공성이 매우미약한것으로나타난다. 셋째, 연공임금체계의경제적합리성을인정한다고하더라도최근기업의 인력구조고령화는현재와같은연공임금체계하에서는인건비의고비용구조로이어지고있다. 필자는향 후보다엄밀한분석을통해서연공임금체계의부정적인영향에대한정형화된사실들을규명하는것이 필요하다고생각한다

5 따라서본연구는우리나라기업의연공임금체계에대한직접적인분석은어렵지만, 연공임금체 계가지속적으로강화되고있는지아니면완화되고있는지에대한추세파악을위해임금구조의변 화측면에서살펴보고자한다. 특히한국노동패널자료를활용하여지난 10여년간의추이를보고자 한다. 8) 본연구의구성은우선제2장에서는연공임금체계에관한선행연구들을정리하여연구가설을도 출하면서실증모형을구축한다. 제3 장은분석에사용되는한국노동패널자료의특성을소개하고, 실증분석결과를정리한다. 마지막으로제4 장에서연구결과를요약하며, 향후연구과제를제시한다. Ⅱ. 선행연구와연구모형 왜연공임금이존재하는가에대해서는다양한이론들이존재한다. 9) 가장대표적인이론으로인 적자본이론이있으며, 이와더불어이연임금가설, 연공적승진가설, 생활임금가설, 일자리합치이론, OJT 이론등이존재한다. 10) 대부분의이론은현실세계에서발견되는연공임금의존재, 즉근속이 증가함에따라임금이증가하는현상에대해서저마다의관점을강조하고있다. 그러나공통되는 특징이있는데, 그것은근속이증가하면서축적되는근로자의인적자본이어떻게임금결정에영 향을미치는가에대해다분히긍정적인의미를부여하고있다는점이다. 즉연공임금의경제적합 리성, 즉연공임금체계가나름대로합리적인기준에의해임금을결정하는임금체계로서노동시장 에긍정적인효과( 가령, 인적자본투자에대한보상, 우수인력의장기근속유도, 직장선후배간 OJT 활성화, 생애에걸친안정적인임금상승보장등) 를미친다는점을강조하고있다. 그러나최근의논의는이러한연공임금의긍정적인효과에도불구하고연공임금의부정적인효 과가더크다는주장으로요약된다. 즉연공임금체계가근로자의장기근속을유도하고생활을안 정시키는데도움을주는측면이있어, 고도성장기에는나름대로순기능적역할이있었지만, 급격 한기술혁신과저성장시대도래로순기능보다는역기능역할이부각되고있다는것이다. 8) 경제학에서는근속및경력의임금효과는통상근속급및경력급이라는용어로사용된다. 이는다른조건 이일정할때, 근속연수가 1단위증가할때임금은어떻게변화하는가또는경력연수가 1단위증가할때 임금은어떻게변화하는가를실증모형에의거추정함으로써존재여부및크기를파악하는것이다. 따라서 경영학과인사실무에서사용하는근속급과경력급과는차이가있다. 9) 연공임금에대한다양한이론적설명들과우리나라의선행연구에대한내용은황수경 (2005b, pp ) 을참조. 10) 주목할만한연구로서 연공급과경제성장 의관계를언급한박기성(1992) 을들수있다. 그는임금체계와 경제성장이밀접히관련되어있을것으로보고연공급을기업내숙련형성을가능하게하는학습메커니 즘으로재해석하고있다. 즉경제성장에있어서인적자본의중요성을강조하는가운데, 직장현장에서의 인적자본축적, 즉숙련형성이활성화되기위해서그유인책으로연공임금이필요하다는것이다. 청년근 로자는자신의생산성보다낮은임금을받음으로써본인의배움에대한수업료(tuition) 을제공하고, 장 년근로자는자신의생산성보다높은임금을받음으로써가르침에대한보상(teaching reward) 를지급받 는방식으로연공임금체계를해석할수있다는것이다

6 결국연공임금의긍정적인효과( 순기능) 가부정적인효과( 역기능) 에의해상쇄되고있다고봐야 할것이다. 그렇다면연공임금의부정적인효과는어떤모습으로나타나고있는가? 연공임금체계 가노동시장에미치는부정적인영향에대한논의들을정리하면다음과같이 5 가지로정리된다.( 황 수경 2004; 김동배외, 2005; 황수경, 2005b; 김동배정진호, 2006; 황수경, 2006a, 2006b; 노동부, 2007a, 2007b; 조준모, 2007) 첫째, 연공임금체계는대기업유노조기업에서일반화되어있는내부노동시장을더욱강화시켜 생산성과임금간괴리에따른부담을외부노동시장에전가함으로써 노동시장의양극화 를초래한 다. 둘째, 연공임금체계는생산성보다임금이높은고령자에대한기업의수요를감소시켜 고령자의 고용불안정성 을높이는데기여한다. 특히최근기업의고령화가급속히진행됨에따라기업의인 건비부담요소로주목받고있다. 셋째, 연공임금체계는그속성상직무보다는사람을중심으로운영되는기업인사관리체계를고 착시켜고용형태별차별을초래하고, 또한급격한기술변화로인해생애에걸친임금상승과생애 에걸친생산성상승간괴리가더욱심해져서임금경직성을강화시키게된다. 그결과기업이임 금유연성확보를위해 비정규직고용 을선호하게되는것이다. 넷째, 연공임금체계는경력보다는근속에대해보상하기때문에근속이단속적일가능성이높은 비정규직의경우, 외부경력에의한보상이이루어지지않음으로써시간이지남에따라 비정규직과 정규직간임금격차 가더욱확대된다. 또한혼인, 육아등으로지속적인노동시장참여가상대적으 로어려운 여성근로자의노동시장퇴출 을촉진시키는경향이있다. 다섯째, 연공임금체계는근로자의생산성이나동기부여메커니즘을제대로반영하지못하기때 문에근로자간임금의배분을왜곡시키고임금의공정성(fairness) 을훼손하며, 제한된내부노동시 장의입직구에서일자리쟁탈전이벌어짐으로써청년실업을증가시키는등 인적자원활용 에있어 비효율적이다. 11) 이상의논의를정리하면노동시장의양대축인고용과임금구조의측면에서구분할수있다. 먼 저고용구조의측면에서연공임금체계의역기능은노동시장양극화, 고령인력의불안정성심화, 비 정규직고용증가, 여성근로자의노동시장퇴출, 청년실업야기등의문제로나타난다. 12) 한편임 금구조의측면에서는연공임금체계로인해정규- 비정규직간임금격차가확대되고, 근속과경력에 대한보상의차이도커지며, 보다근본적으로는생산성과임금간의괴리가더욱커진다는점이부 11) 조준모(2007) 는연공임금의문제점을신성장동력으로각광받고있는서비스산업의발전에장애요소라고 지적하고있다. 즉, 생산성과상관없이근속하게되면연차에따라임금이상승하기때문에임금경직성 을강화시키므로임금경쟁력이중요한서비스산업의경우임금유연성확보가그핵심이기때문에성장 하기어렵다는것이다. 12) 연공임금의경제적합리성을주장하는이론들은대부분장기고용계약관계가전제될때에이러한연공임 금이유효하다는점을강조하고있어연공임금체계에대한연구는임금구조뿐만아니라고용구조측면 에서고용계약관계의변화( 예를들어고용안정성의변화) 를함께고려하는연구가필요하다. 이점은추 후과제로삼는다

7 각된다. 최근정규- 비정규직간임금격차에대한논의가매우활발하게진행되고있다. 연구결과는분석 에사용하는데이터나시기, 그리고그추정방법에따라상당한차이가존재한다. 즉정규-비정규 직임금격차가계속확대되고있다는주장과반대로임금격차가우려할만큼그리크지않다는주 장이동시에등장하고있는것이다. 이들은최근각광을받는미시계량경제학기법인패널데이터 분석을활용하여정규직과비정규직의생산성의차이또는사업체의고유한특성등과같은관찰 되지않는이질성(unobserved heterogeneity) 을통제할수있는다양한방법들을동원하여새로운 추정결과를제시하고있다. 박기성김용민 (2007) 는기업이나사업체의고유한특성을효과적으로통제하기위해 사업체 근로실태조사 결과를활용하여정규-비정규직임금격차를분석하였고그임금격차가 2003 년에비 해 2005 년에더확대되었다고보고하고있다. 한편남재량(2007) 은 경제활동인구조사 의부가자 료를활용한패널데이터분석을통해정규-비정규직임금격차가그리크지않고오히려정규직보다 비정규직의시간당임금이높다고주장하였다. 이런연구들은실제비정규직노동자보호라는측면 에서상당한시사점을제공하고있으며, 향후더욱활발한논의가필요하다. 13) 이와같이정규- 비정규직임금격차에대한실증분석이매우활발하게이루어지는반면, 앞서언 급한나머지 2 가지주제는서로다른궤적을보이고있다. 먼저연공임금체계의존재와그영향력 를보여주는근속과경력에대한보상차이에대한연구는일반적인임금함수추정시거의모든 연구에서기본적으로꼭다루고있는내용으로서너무일반화되었기때문에별다른주목을받지 못하고있다고해도과언이아니다. 하지만필자는너무일반화되어있기때문에오히려깊이있 는연구가더진행되지못한것이아닌가하는의구심을갖고있다. 즉현실의구체적인모습을여 하히묘사하고그궤적을그리는작업이꾸준히진행되어야연구대상이더욱명확해질것이라고 판단하기때문이다. 한편생산성과임금간괴리의문제를다루는연구는상당히제한적이다. 그직접적인원인은개 인의생산성을측정하기어렵다는것으로데이터의제약에기인한다. 물론거시적인차원에서한 계노동생산성이임금과어떻게조응하고있는가에대한연구( 박기성안주엽, 2004) 는있지만, 미 시적인차원에서근로자의생산성을직접추정하고이를임금과대응시켜생산성과임금간의괴리 를명시적으로다룬연구는황수경(2005a) 이유일하다. 사실연공임금체계가갖고있는가장치명적인약점이자문제가바로생산성과임금의괴리문 제이다. 14) 인적자본이론이제시하는바와같이근속에따라기업특수적인적자본축적또는숙련 13) 박기성김용민 (2007) 은정규직과비정규직의임금격차가경쟁적노동시장에서의생산성차이를제대로 반영한것이라면, 정부의인위적인해소대책은오히려생산성을초과하는임금을초래하며경제성장에 부정적인영향을미칠수도있다고강조한다. 14) 임금상승이생산성상승과상관없이결정된다고하는주장에대한논거는엄밀한검증과정을통해제시 되지않고있는실정이다. 그런까닭에대부분의연구는연공임금체계하에서생산성과임금간괴리가당 연히발생한다고다소성급하게결정하는성향을가지고있다. 보다정확하게표현한다면, 근로자의생 산성과임금간의관계에대해아직명확한판단을하지못했다 고봐야할것이다

8 형성이이루어지고곧생산성향상으로이어진다고가정한다면나름대로연공임금체계의타당성을 확보하게되지만, 이또한실증분석을통해과연그러한지검증해야하는사안이다. 15) 그러나데이 터제약으로인해현재로는황수경(2005a) 이취한방법처럼기업과근로자를연계한데이터가확 보되지않으면검증하기어렵다. 16) 따라서본연구는임금구조측면에서연공임금체계의부정적인영향이시간이지날수록강화되 고있다는근거로서근속과경력에대한보상차이가어떻게변하고있는지에대해주목한다. 특 히한국노동연구원의 한국노동패널 이제공하는 9 년간의자료를통해 지난 10여년간경력보다 근속에대한보상이더욱커지고있다 는점을확인하고자한다. 특히본연구는근속연수와외부시장경력연수 ( 이하경력연수 ) 의차이에대해초점을맞춘다. 통 상연공임금에대한연구들은근속연수나경력연수, 또는연령을연구목적에따라별다른구분없 이사용하고있는데, 개인의인적자본형성에있어서이들각각의의미는이론적으로큰차이가 있다. 먼저근속연수는현재근무하고있는기업( 조직) 에서의근무한기간으로서해당기업에특화 된기업특수적 (firm specific) 인적자본이축적된정도를대표하는변수이고, 한편경력연수는해당 기업이아닌다른기업들( 또는산업, 직종들) 에서산업특수적 (industry-specific) 또는산업특수적 (occupation-specific) 인적자본이축적된정도를대표하는변수이다. 근속연수는측정된값이특정산업에속해있는기업에서특정직종에얼마나근무했는가를나타 내기때문에산업별, 직종별특성이그대로반영되어있어이특성만파악을한다면쉽게근속연 수의증가에따라어떤변화가나타나는지를쉽게파악할수있다. 하지만경력연수의경우, 근속 연수와달리근로자의다양한노동시장경험들로복잡하게구성되어있을가능성이높다. 따라서 동일한경력연수라고하더라도그내용면에서차이가있어근속연수와같이단순하게측정하기어 렵다. 향후이러한차이를반영하여경력연수의내용을재구성한다면인적자본의다양한속성들을 구분하여계량화하는데큰도움을받을수있을것이다. 본연구는그에앞서경력연수의정확한 측정이가능하도록노동패널자료를활용한다. 보다정확한경력연수를측정하여임금함수를추정 함으로써근속과경력에대한보상의차이가어떻게나타나는지를보고자한다. 본연구에서활용하는실증모형은다음과같이일반적인임금함수이다. (1) 15) 본연구에서는직접다루지못했지만, 향후연공임금에대한연구에서생산성과임금간괴리문제가핵 심적인요소로강조될것이다. 이는다음의견해와일맥상통하는것이다. 결국관건이되는것은우리 나라의연공임금체계가근로자의생산성과적절하게조응하고있는가하는점이라고할수있다. 즉연 공임금이생산성에의해뒷받침되지않는다면, 오히려연공임금체계가장기고용관계를위협하고노동시 장구조를왜곡시키며근로자간임금격차를증폭시키는기형적인임금체계로전락할위험성이있기때 문이다. ( 황수경, 2005b, p.160) 16) 황수경(2005a) 은 2002 년통계청의 광업제조업통계조사 와노동부의 임금구조기본통계조사 를연계 하여광업제조업부문의 기업레벨생산함수및임금함수를추정함으로써연령대별상대임금과상대생 산성을측정하였다. 분석결과에따르면, 연령이상승함에따른생산성증가는거의없거나오히려줄어 들고있는반면임금은큰폭으로증가해생산성과임금의괴리수준이상당한것으로나타났다

9 여기서 는월평균임금의자연대수값이다. 또한 는 년도근로자 의근속연수, 는 년도근로자 의외부시장경력연수를나타낸다. 이외부시장경력연수에대해본연구에서는 직업력자료를이용하여구성한다. 세부적인내용은제4 장에서설명한다. 또한 는응답자개인의 고유한속성을최대한통제하기위해서성별, 결혼, 비정규직, 기업규모, 노조유무, 산업및직종변 수를포함한것이다. 는 i.i.d. 라고가정한다. 또한한국노동패널자료는그속성상 9 개년패널자료 (panel data) 로구성되어있기때문에패널데 이터분석모형을적용할수있고본연구도이러한패널자료의특성을분석에활용한다. 17) 일반적으로패널데이터분석모형은추정모형의오차항을어떻게가정하는가에따라달라진다. 오차항의구성에따라일방향효과모형 (one-way effect model) 과양방향효과모형 (two-way effect model) 로구분된다. 일방향효과모형은앞의식(1) 에서정의한오차항 에대해, 즉 연도에상관없이근로자개인별로고유한효과 가존재한다는가정에서회귀분석을하는방법이 다. 이때 는평균이 0, 분산이상수라고가정한다. 한편양방향효과모형은일방향효과모형의개 인별고유효과에추가하여시간에따라일정한효과 가존재한다는가정하에오차항의속성을 과같이정의하고있다. 즉, 는근로자의관찰되지않은효과 (unobservable individual effect) 를나타내며, 동시에관찰되지않은시간효과 (unobservable time effect) 를의미하 는 도같이추정에반영하는것이다. 18) 본연구는일방향효과모형을적용한임금함수추정모형을설정하여분석한다. 19) 그러나다년간 의횡단면자료를통합하여추정하는통합회귀분석 (pooled regression) 의추정결과가효율적이라면, 굳이패널데이터분석이필요하지않을수있다. 즉, 관찰되지않는효과의존재여부를사전에판 단함으로써패널데이터분석이필요한지를검증하는것이다. 이에대한검증방법으로 LM 검정 (Largrangian multiplier test for random effect) 이있는데, LM검정결과패널데이터분석이필요하 다고판단되면그때구체적인분석모형을설정하여추정에활용하게된다. 20) 한편 의속성을 에대해서그값을달리하는상수로가정하느냐또는확률변수 (random variable) 로가정하느냐에따라패널데이터분석에서는고정효과모형 (fixed effect model) 과확률효 과모형(random effect model) 으로구분하여적용하게된다. 고정효과모형은근로자개인별특성이 개인마다다르다고가정하며시간에따라일정한상수값을갖는다고간주된다. 보통차분과정을 17) 패널자료는일반적으로관찰되지않는개인의이질성(unobserved individual heterogeneity) 을효과적으 로통제할수있을뿐만아니라표본의수가많아지기때문에추정의효율성이커지며, 동태적조정과정 을연구할수있는자료이다. 기존의연구가주로횡단면자료분석에대해 OLS추정방법로임금함수를 추정하고있기때문에추정상의편의(bias) 가발생하는문제에봉착했으나, 패널데이터분석은그편의를 최소화시킬수있다. 패널자료의장점과한계에대한자세한내용은 Baltagi(2005) 의 pp.4-9 참조. 18) 패널데이터분석모형을설명하는방식이나표기방법은학자들마다다르게나타나는데, 본연구는앞서 설정한일반적인임금함수모형에기초하여정리하였다. 또한 Stata 를분석에활용하기위해 Stata Corporation(2006) 에서발간한패널데이터분석에대한매뉴얼과 Baum(2006) 을참조하였다. 19) 본연구에서일방향효과 (one-way effect) 모형을선택하게된것은임금함수추정시근로자의관찰되지 않는개인효과에주목하기때문이다. 20) LM 검정에대한이론적인내용은北村行伸 (2005) 의 pp 참조

10 거쳐개인이가지는고유효과를제거함으로써관찰되지않는이질성에따른문제점을해결할수 있다. 한편, 확률효과모형은고정효과모형에비해표준편차를줄일수있기때문에추정의효율성 이높아진다고알려져있다. 그러나확률효과모형은 가설명변수들과독립적이라는가정하에추정하는것이기때문에만 약이러한가정이성립하지않는다면변수탈락 (omitted variables) 현상이나타나식별상의오류가 발생할수있다. 따라서본연구에서는이러한문제점을고려하여고정효과모형과확률효과모형으 로각각추정한후 Hausman 검정방법을통해 와 에대한상관관계를검정하였다. 21) 만약 상관관계가유의하지않을경우, 확률효과모형의추정결과를적용하게되며, 반대로상관관계가유 의할경우에는고정효과모형의추정결과를적용하게된다. Ⅲ. 실증분석 1. 자료의구성 본연구에사용된자료는한국노동연구원에서 1998년부터 2006 년까지매년실시한 한국노동패 널 의 1~9 차자료이다. 본자료는제주도를제외한전국에서추출된 5,000 개가구표본과이에속 하는 15세이상생산가능인구 13,321 명의개인표본을기초로 9년동안지속적으로조사가이루어진 것이다. 본연구는임금근로자에대한정보만을활용하므로비임금근로자의자료는제외하였다. 따 라서총 28,464 명표본이분석에사용된다. 본연구에서활용하는임금근로자의표본크기와주요변수의특징은다음 < 표 3> 과같다. 우선 임금변수 는임금근로자의월평균임금의자연대수값이며, 2005 년소비자물가를기준으로조정된실 질임금이다. 22) 둘째, 인적자본 변수로학력은고졸을기준으로생성된 3개의더미변수로통제하고 근속연수와경력연수는상호배타적으로구성하였다. 즉, 근속연수는조사시점현재의기업에서근 무한기간을연수로나타낸것으로조사시점에서현재일자리의취업년도를차감한것이며, 경력 연수는앞서언급한것처럼실제개인의노동시장경력연수이다. 구체적으로는개인의직업력정 보에나와있는첫일자리의취업년도를활용하여경력연수를산출하였다. 23) 이와같이실제로노 21) Hausman 검정방법은고정효과모형과확률효과모형의추정계수간의차이를근거로개인효과가설명변수 와상관관계가있는지의여부를기준으로효율적인추정모형을판단하는것이다.( 北村行伸 (2005) 의 pp 와 Wooldridge(2002) 의 pp 참조) 22) 노동투입강도를나타내는근로시간을감안하여시간당임금변수를산출하여추정에활용하는것이타당 하나, 주당근무시간의정보를그대로활용하기어렵다고판단하여월평균임금을대신사용한다. 시간당 임금을산출하기위해주당근로시간의분포를살펴본결과, 결측치가많고응답을한경우에도최소 1 시간에서최대 168 시간( 일일평균 24 시간이상근무했다는응답) 도있어응답오류가상당할것으로판단 된다. 23) 기존의연구에서는경력연수를단순히 ( 연령-교육년수 -6) 또는 ( 연령-교육년수 -근속년수 -6) 으로계산하

11 동시장에서의경력을형성하는데투입된기간을정확하게파악함으로써경력의임금효과 ( 즉, 경력 효과) 에대한효과적인분석이가능하다. 24) 셋째, 기타임금함수추정에활용된설명변수로는성별, 비정규직, 결혼여부, 기업규모, 노조여부, 산업및직종, 연도더미가포함되었다. 여기서 비정규직 변수는황수경(2003) 에서제안된방식으로 정의한다. 25) 한국노동패널자료에서쓰이는비정규직관련공통설문을기준으로비정규직을포괄 적으로구분하는것이다. 즉 1 종사상지위구분에따른비상용직, 2 본인스스로비정규직이라 고판단하고있는자, 3 2 년미만의단기계약직, 4 시간제근로자, 5 무소속근로자이다. 26) 이상 의 5 가지조건중하나라도해당이되면비정규직이라고간주한다. 27) 여연구자의편의에따라사용하였는데, 실제인적자본형성에영향을미친기간을정확하게구분하지 못하는측정상오류의문제가발생할수있다. 또한직장근무중학위를취득하는경우의교육년수로인 해경력연수가부(-) 의값을갖는경우도발생한다. 게다가동일한학위라하더라도개인별로실제소요 된교육투자연수가다를수있기때문에단순계산방식으로경력연수를구하는것은차선책이라할수 있다. 24) 한국노동패널자료는응답자개인별로첫일자리의취업년도를응답하도록설문지를구성하고있다. 이 정보를활용한 ( 조사년도 -근속연수 - 첫일자리의취업년도 ) 의산식을통해경력연수를환산하였다. 이경 우에도기존의방식과같이부(-) 의값이발생하지만첫일자리의취업년도와근속을산출하기위해필 요한현일자리의취업년도를비교해보면첫일자리의취업년도에오류가있다는것을확인할수있었 고, 그런경우해당응답자료를제거하였다. 25) 황수경(2003) 은시계열적으로일관된비정규직개념을찾기위해설문내용을분석하고포괄적정의에의 해비정규직을구분하자고제안하였다. 세부내용은황수경(2003) 의 < 부표 4> 를참조. 26) 비정규직구분은주로직업력자료의변수를활용하였다. 1 종사상지위구분에따른비상용직여부는 변수 j150 에서임시직또는일용직이라고응답한자, 2 본인스스로비정규직이라고판단하는지의여부 는변수 j145, 3 2년미만의단기계약직은변수 j157의계약기간변수에서 2 년미만인자, 4 시간제근로 자는변수 j155 의근로시간형태에서시간제로응답한자, 5 무소속근로자는변수 j501의기업형태에 대한설문에서 나는특정한회사나사업체에소속되어있지않다 고응답한자로파악하였다. 27) 황수경(2003) 도지적한것처럼 3차조사에서응답자스스로비정규직여부를묻는설문이없었기때문에 2003 년의경우, 과소추정되었을가능성을완전히배제할수없다

12 < 표 3> 1~9 차패널자료의임금근로자표본 (1998 ~2006) ( 단위: 만원, %, 년) 1 차 (1998) 2 차 (1999) 3 차 (2000) 4 차 (2001) 5 차 (2002) 6 차 (2003) 7 차 (2004) 8 차 (2005) 9 차 (2006) 표본수 3,742 3,447 3,158 3,100 3,106 3,134 3,048 2,830 2,899 월평균임금 (65.0) (61.5) (65.3) (78.6) (81.9) (101.2) (106.2) (110.9) (124.7) 평균연령 (10.6) (10.4) (10.4) (10.3) (10.1) (10.0) (9.8) (9.4) (9.3) 평균교육연수 (3.5) (3.6) (3.5) (3.5) (3.5) (3.6) (3.4) (3.4) (3.4) 중졸이하 고졸 전문대졸 대졸이상 평균근속연수 (7.2) (6.9) (6.9) (6.9) (7.1) (7.2) (7.4) (7.5) (7.5) 평균경력연수 (8.9) (9.7) (10.0) (10.0) (10.2) (10.2) (10.3) (10.2) (10.3) 여성비율 비정규직비율 기혼비율 기업규모 ( 대기업) 노조비율 산업 -제조업 건설업 도소매업 직종 -전문가 준전문가 사무종사자 기능원 단순노무종사자 주: ( ) 는표준편차이며, 산업및직종별비율은비중이큰대표적인산업과직종에대해서만나타냄. 자료: 한국노동연구원, 한국노동패널, 1~9 차자료

13 < 표 3> 에최종포함된표본들은 20세이상 65세미만의임금근로자이면서해당일자리가주된 일자리로응답한것들이다. 또한분석에필수적인변수를구성하기어려운응답자료들은모두제 외하였다. 28) 대체적으로한국노동패널 1~5 차자료를활용한황수경(2005b) 의표본과유사한특징 을갖지만, 예상대로경력연수는상당한차이가나타난다. 다음 [ 그림 2] 는표본의특성을보여준다. 먼저정규직과비정규직의월평균임금 ( 자연대수값 ) 의 차이를살펴볼수가있는데, 평균수준을볼때정규직에비해비정규직의평균임금수준이낮다는 것을볼수있다. 또한실질임금으로환산된월평균임금수준이 IMF 직후인 1999년에하락하였다가 다시상승하는모습도발견된다. 교육수준별로도이러한추세는동일하다. 한편, 근속연수와경력 연수의연도별추세를보면, 정규직의근속연수는지속적으로증가하고있는반면비정규직의근 속연수는평균 4 년수준에서머무르고있으나, 경력연수는정규직과비정규직모두연차에따라 지속적으로상승하고있다. [ 그림 2] 1~9 차패널자료의임금, 근속연수및경력연수추이 (1998 ~2006) (1) 정규- 비정규직의연도별월평균임금추이 (2) 학력별연도별월평균임금추이 ln( 월월월월월 ) 조조조조 정정정 lb/ub 비정정정 ln( 월월월월월 ) 조조조조 중중중중전전전중 lb/ub 고중전중중대 28) 본연구에서주로한국노동패널의직업력자료를기준으로분석자료를구성하였다. 직업력자료에는성 별, 만나이, 학력, 결혼정보등개인응답자의신상정보가없기있기때문에별도로개인( 신규) 자료의해 당정보를사용하였고, 학력의경우졸업여부변수를함께활용하여보다정확한교육연수정보를활용할 수있었다

14 (3) 연도별근속연수추이 (4) 연도별경력연수추이 근근근근 경경근근 조조조조 정정정 lb/ub 비정정정 조조조조 정정정 lb/ub 비정정정 3. 분석결과 임금함수의 OLS 추정결과는 < 부표 1> 및 < 부표 2> 와같다. < 부표 1> 에서는각연도별자료를 단순집계한자료(pooled data) 에대해연도더미를포함해추정한결과로서, 1 차(1998 년) 부터 9차 (2005 년) 까지 9개년도의자료전체를통합한자료에대한분석과더불어 IMF 외환위기의영향에서 벗어난 2000 년이후를구분하여 2000 년부터 2005 년까지의 6개년도자료를통합한분석을실시한 것이다. 각각에대해서는정규직과비정규직을구분하여추정결과를보여주고있는데, 일반적인 임금함수추정결과와유사하게상당히모형적합도가높고주요인적자본변수의회귀계수들도거 의모두통계적으로유의하게나타난다. 개별추정계수의값을정규직, 비정규직, 통합한경우로비 교해볼때, 특별히분석자료를 3 차이후의자료로한정할필요가없음을알수있다. 그러나비정 규직의모형에서는경력연수가부(-) 의추정계수값을갖고경력연수의제곱항은유의하지않아 경력이오히려임금상승에일정수준부정적인영향을미치고있음을알수있다. 한편 < 부표 2> 는 동일한임금함수를연도별로나누어추정한것이다. 다음 < 표 4> 는 < 부표 2> 의연도별임금함수추정결과를요약한것이다. 여타임금결정요인들을 통제한후추정된근속및경력의임금효과를보여주고있다. 근속연수와근속연수제곱항의추정 계수는모두 1% 수준에서통계적으로유의하게나타나고그크기나방향도일정하게유지되는등 근속의임금효과가뚜렷하게나타나지만, 경력연수의추정계수는연도별로차이가나타나며 3 차, 4 차, 5 차, 8 차의경우유의하지않다. 오히려 9 차의경우예상과달리경력연수의추정계수가부(-) 의값을갖는것으로나타나고있다

15 < 표 4> 근속및경력의임금효과 1 차 (1998) *** 근속연수 (0.0027) 근속연수 *** *** 경력연수 (0.0021) 경력연수 *** 2 차 (1999) *** (0.0030) *** * (0.0023) *** 3 차 (2000) *** (0.0032) *** (0.0023) 차 (2001) *** (0.0033) *** (0.0024) ** 5 차 (2002) *** (0.0032) *** (0.0023) ** 6 차 (2003) *** (0.0032) *** *** (0.0024) ** 7 차 (2004) *** (0.0033) *** *** (0.0024) *** 8 차 (2005) *** (0.0033) *** (0.0026) 주: ( ) 안은표준편차이며, *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 유의수준에서통계적으로유의미함. 자료: 한국노동연구원, 한국노동패널, 1~9 차자료. 9 차 (2006) *** (0.0033) *** *** (0.0027) < 표 4> 의결과를활용하면근속및경력의임금효과를구할수있는데, 이를기초로연공임금 곡선을그려보면다음 [ 그림 3] 과같다. 여기서가로축은근속( 또는경력) 연수이고, 세로축은근속 ( 또는경력) 의 1 년차대비상대임금을나타낸다. 모든연도에걸쳐비교되지는못하지만, 그림에서 보는바와같이근속에대한보상( 근속의임금효과 ) 이경력에대한보상( 경력의임금효과 ) 보다크 다는것을알수있다. 그러나본연구에예상했던것과는달리그경향이더욱강화되고있다고 확실하게판단하기는어렵다. 다만, 예년에비해 9 차(2006 년) 의근속-임금프로파일의기울기가 초기에더가파르게상승하고그피크점이거의근속 30년에가까워지고있기때문에추세적으로 는근속의임금효과가강화되고있는것이아닐까추론할수있다. 또한 < 부표 2> 의 8 차, 9차년도 추정결과를보면경력의임금효과가부(-) 의값을보이고있어적어도근속과경력에대한보상 차이가확대되고있다고할수있다. 물론추정계수나그림으로정확하게판단하기는어렵지만, 적 어도기존의연구와동일하게근속에대한보상이경력에대한보상보다확실하게큰모습을보여 주고있다는점에서최근의추세도큰변화가없음을보여줄수있고, 게다가한국노동패널의최 근자료에서확인한것이기때문에연공임금의영향력이여전히유효하다고할것이다

16 [ 그림 3] 연공임금곡선( 연도별임금함수추정결과 ) 29) 이상의분석결과는연도별횡단면자료또는 9개년의횡단면자료를통합하여임금함수추정에활 용한것이다. 그결과기존연구와동일한형태로서근속과경력에대한보상차이를확인하는데 성공했지만, 이는관찰되지않은개별임금근로자들의고유한속성을모두통제하지못한상태에 서추정한것이기때문에추정상의편의가있을수있다는점을배제하기어렵다. 30) 따라서패널데이터분석을통해가급적개인의관찰되지않은이질성을최대한통제하여순수한 근속및경력의임금효과를추정하였다. 그결과는 < 부표 3> 과같다. 패널데이터분석에앞서기 존 OLS 추정과는다른 2 가지검정과정이필요한데, 표하단의 LM 검정과 Hausman 검정결과를 보면, 앞의 OLS 추정과같이횡단면자료를통합하는것보다는패널데이터분석이바람직하고, 그 중에서도고정효과모형이적절한추정모형이라는것을보여준다. 고정효과모형으로근로자의관찰되지않는개인효과를통제한추정결과를 < 부표 1> 의 OLS 추정 결과와비교해보면, 인적자본변수의추정계수값에서상당한변화가나타남을알수있다. 특히 경력연수의계수값이크게증가하고있다. < 부표 3> 의전체모형중고정효과모형추정결과를보 면경력연수의추정계수값이근속연수와거의유사하다. 이는개인의관찰되지않는생산성의차이 를통제하게되면근속의임금효과와경력의임금효과가동일한영향력을행사한다는것이다. 31) 29) [ 그림 2] 에서는 1998년을기점으로 4년마다근속급과경력급임금곡선이어떻게변화하고있는지를보여 주고있다. 하지만, < 표 6> 의추정결과와같이최근 2005 년, 2006년의경력급추정결과가경력급임금곡 선을포함하지못했다. 30) 앞서선행연구에서언급한정규-비정규직임금격차에대한연구들도패널데이터분석을통해관찰되지 않은근로자간이질성을통제하였다. 자세한내용은박기성김용민 (2007) 과남재량(2007) 을참조. 31) 물론본연구에서활용한경력연수변수의속성상 1년근속이증가할때경력도같이증가하는형태로 변수가구성되기때문에경력에대한보상이과대추정되었을가능성이있다

17 이를정규직과비정규직으로나누어살펴보면, 정규직의경우, 근속연수의추정계수값이거의 2 배가되며경력연수의값이근속연수와거의동일한수준이된다. 또한근속연수제곱항의추정계 수가통계적으로유의하지않아근속연수가임금에미치는효과는거의고정적인관계를유지하게 한편, 경력연수는점차체감하는비선형관계를갖는것으로나타난다. 한편비정규직의경우에도 큰변화가나타나는데근속의임금효과도강화되는한편경력의임금효과가부(-) 의값에서근속 의임금효과에버금가는수준으로높아진다. 이러한변화를그림으로살펴보면다음 [ 그림 4] 와같 다. 이그림은정규직, 비정규직근로자의근속( 또는경력)- 임금프로파일을보여준다. [ 그림 4] 연공임금곡선(Panel Data 분석결과) year 정정정( 근근정 ) 정정정( 경경정) 비정정정( 근근정 ) 비정정정( 경경정) Ⅵ. 결론 본연구는최근기업임금체계의변화에대한논의속에서연공임금체계의부정적인영향이부 각되고있는원인을규명하기위해근속과경력에대한보상차이를분석하였다. 최근 9차조사가 이루어진한국노동패널자료를활용하여임금구조측면에서과연경력보다근속에대한보상이더 강화되고있는지를분석한것이다. 특히한국노동패널의특성을보다잘활용할수있는방법을 강구하였는데, 첫째경력연수를기존연구와달리응답자의첫일자리취업년도정보를활용함으 로써보다정확하게측정할수있는대안을제시하였고, 둘째한국노동패널이다년간동일한응답 자가참여하는패널데이터라는데착안하여패널데이터분석기법을적용할수있도록데이터를새 로구성하였다. 분석결과를요약하면, 지난 10년간근속에대한보상이경력에대한보상보다크다는사실이확 인되었다. 연도별임금함수추정결과를보면근속의임금효과가유사한수준에서계속유의한영

18 향력을보여주고있고경력의임금효과는연도별로차이가있지만적어도근속의임금효과를상쇄 할만한모습을보여주지않았다. 그러나시간이흐를수록이러한보상차이가확대되고있다는확 실한근거를찾을수는없었다. 다만, 최근자료에대한임금함수추정결과, 근속의임금효과가일 정한수준에서유지된다고할때경력의임금효과가부(-) 의값을갖고있다는점에서근속과경 력의임금효과차이가확대된것이아닐까조심스럽게추정할수있다. 한편패널데이터분석결과 는이상의 OLS 추정결과와상이하다. 근속과경력의임금효과가유사하게나타난것이다. 이는임 금근로자의관찰되지않는생산성의차이를감안하면기존연구결과와달리근속과경력에대한 보상차이가별로없다는결론에도달할수있다는것을시사한다. 그러나이보상의차이가시간 에따라그다지큰변화는없고보상차이가없을수도있다는본연구의결론에도불구하고근속 이나경력에대한보상이이루어지고있다는점에서는여전히연공임금의존재를부정하긴어렵다. 따라서우리나라기업대다수가아직연공임금체계를벗어나지못하는상태에서연공임금체계는 지속적으로영향력을강화되는형태로나타나고있음을확인할수있었다. 이상의결과에도불구하고필자는여전히연공임금이가진경제적합리성을모두부정할수없 다고생각한다. 본연구를통해연공임금이존재한다는것을확인했으나, 이것이곧부정적인효과 를미친다는것까지다루지않았기때문이다. 또한연공임금이인적자본축적및숙련형성, 장기근 속의인센티브제공등에일정부분기여하는바가있기때문에보다조심스러운접근이필요하다 고판단한다. 이는최근직무급임금체계를도입하자는논의와도결부되는데, 필자는기업조직의 인력운영상직무급임금체계로는포괄할수없는영역이있기때문에한정된특정산업, 특정직 종에대해서직무급임금체계를도입하되기업전체의인사시스템이나고용관계와의정합성을유 지하는것이필요하다고판단한다. 그런측면에서미국이나일본의임금체계다양성수렴화 (convergence of divergence) 현상에주목할필요가있다.( 조준모, 2007) 본연구는연공임금체계에대한기초적인이해, 즉연공임금의정형화된사실들을구체화하는 데기여한반면, 여전히전체적인구조를이해함에있어제기되는의문점을모두해소하지는못했 다. 따라서향후보다활발한연구를통해이러한의문들이하나씩해결되길바라며, 연구진행과정 에서착안한몇가지제언으로결론을마무리하고자한다. 첫째, 앞서언급했던것처럼연공임금체계의긍정적인효과가부정적인효과에의해상쇄되고 있는지에대한다양한방식의검증이필요하다. 가령동일한인적자본을가지고있지만종사상의 지위가다른임금근로자와자영업자를비교하는방식도가능하다.(Lazear and Moore, 1984; Kawaguchi, 2003; 柳田三好, 2006) 이연임금가설에따르면연공임금이근로자에게인센티브를제 공하는효과에주목하고있는데, 이는대리인이론에근거하여기업조직내대리인비용이존재한다 는측면에서가늠해볼수있을것으로기대된다. 이점에서한국노동패널이임금근로자뿐만아 니라자영업자의인적자본형성및소득에대한변수를포함하고있기때문에동일한인적자본을 갖고있다고하더라도근로형태에따라대리인비용이존재하는경우와그렇지않은경우로각각 구분해보고이들의소득함수를추정함으로써어떤특징을갖고있는지살펴본다면인센티브가설 에대한검증이가능할것으로기대된다

19 둘째, 데이터구성측면에서연공임금체계의여부를판단할수있는정보나변수를분석에반영 하해야한다. 본연구에서사용한노동패널의경우, 임금결정방식에대한설문이포함되어있지만, 기업의기본급결정원리를파악할수있는정보가아니기때문에결국임금함수추정을통해근속 과경력의임금효과를추정하여 간접적 으로살펴볼수밖에없었다. 물론기본급결정원리에대한 정보가기업이나사업체수준에서만파악할수있는것이기때문에앞으로도이런정보를확보하 기어려울것으로보이나, 이를대신할수있는대리변수를계속찾아보는시도나연구가필요하 다. 셋째, 본문에서도언급했지만, 연공임금체계의공과( 功過 ) 에대한확실한판단은실제생산성과 임금이얼마나괴리되었는지, 즉연공임금이생산성과얼마나적절하게조응하고있는지에대한 실증분석을통해서만가능하다. 데이터의제약에도불구하고이를대신할수있는방법들을강구 하여생산성과임금간의괴리가어느정도발생하고있는지를파악하는것이중요하다. 그런점에 서황수경(2005a) 의연구는향후연구에상당한시사점을제시하고있으며, 다른외국의선행연구 들에주목할필요가있다. 32) 32) 필자는황수경(2005a) 의연구가 2002 년광업제조업에 국한된연구라는점에서분석범위를적어도시계 열측면에서확대하는것이가능할것이라고본다. 물론이외의방법으로도생산성과임금의관계를분 석하는방법이존재한다. 현재까지 6 가지의방법이제안되고있는데, 주로생산성지표를어떤방식으로 측정하는지에따라구분된다. 먼저개인별생산량을객관적으로측정하는방법, 자영업자의소득수준과 비교하는방법, 근로자개인의인사고과자료를이용하는방법, 연령별생산성에대한관리자의주관적인 평가결과를이용하는방법, 근로자스스로자신의생산성을평가하는방법, 그리고기업의생산성을직 접측정하여기업의인력구조와연계하는방법이다. 이와관련된세부내용과실증선행연구는 European Commission(2006), pp 참고

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21 東京 : 慶應義塾大學出版會, pp Baltagi, Badi H.(2005), Econometric Analysis of Panel Data, 3rd ed., Chichester: John Wiley. Baum, Christopher F.(2006), An Introduction to Modern Econometrics Using Stata, College Station, Texas: Stata Press. European Commission(2006), Ageing and Employment: Identification of good practice to increase job opportunities and maintain older workers in employment, Final Report, Directorate- General for Emplyment, Social Affairs and Equal Opportunities. Kawaguchi, D.(2003), Human capital accumulation of salaried and self-employed workers, Labour Economics, Vol.10, No.1, pp Lazear, E.P. and R.L. Moore(1984), Incentives, Productivity, and Labor Contracts, Quarterly Journal of Economics, Vol.99, No.2, pp Stata Corporation(2003), Stata Cross-Sectional Time-Series, Reference Manual, Release 8, College Station, Texas: Stata Corporation. Wooldridge, Jeffrey M.(2002), Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, Cambridge, Massachusetts: MIT Press

22 < 부표 1> 임금함수추정결과 (Pooled Data) 1~9차 3~9차 정규 비정규 전체 정규 비정규 전체 상수항 *** *** *** *** *** *** (0.0126) (0.0297) (0.0125) (0.0152) (0.0357) (0.0148) 근속연수 *** *** *** *** *** *** (0.0011) (0.0024) (0.0010) (0.0013) (0.0027) (0.0012) 근속연수 *** *** *** *** *** *** (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) 경력연수 *** ** *** *** ** * (0.0009) (0.0016) (0.0008) (0.0010) (0.0019) (0.0009) 경력연수 *** *** *** *** (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) (0.0000) 중졸이하 *** *** *** *** *** *** (0.0078) (0.0124) (0.0067) (0.0092) (0.0138) (0.0077) 전문대졸 *** *** *** *** (0.0084) (0.0272) (0.0089) (0.0098) (0.0297) (0.0101) 대졸이상 *** *** *** *** *** *** (0.0074) (0.0233) (0.0077) (0.0086) (0.0265) (0.0089) 여성 *** *** *** *** *** *** (0.0060) (0.0139) (0.0058) (0.0070) (0.0157) (0.0067) 기혼 *** *** *** *** *** *** (0.0070) (0.0172) (0.0061) (0.0085) (0.0200) (0.0071) 비정규직 *** *** - - (0.0070) (0.0083) 대기업 *** *** *** * *** (0.0065) (0.0141) (0.0063) (0.0076) (0.0159) (0.0073) 노조여부 *** *** *** *** *** *** (0.0063) (0.0210) (0.0067) (0.0075) (0.0241) (0.0078) 1999 년더미 ** * (0.0098) (0.0214) (0.0095) 년더미 (0.0098) (0.0231) (0.0097) 년더미 *** *** *** *** *** *** (0.0100) (0.0226) (0.0098) (0.0104) (0.0232) (0.0101) 2002 년더미 *** *** *** *** *** *** (0.0100) (0.0226) (0.0099) (0.0105) (0.0232) (0.0101) 2003 년더미 *** *** *** *** *** *** (0.0100) (0.0225) (0.0099) (0.0106) (0.0231) (0.0102) 2004 년더미 *** *** *** *** *** *** (0.0102) (0.0225) (0.0100) (0.0107) (0.0231) (0.0103) 2005 년더미 *** *** *** *** *** *** (0.0106) (0.0227) (0.0102) (0.0110) (0.0232) (0.0105) 2006 년더미 *** *** *** *** *** *** (0.0107) (0.0224) (0.0102) (0.0111) (0.0229) (0.0105) Adjusted R 표본수 19,791 8,625 28,416 14,775 6,500 21,275 주: ( ) 안은표준편차이며, 연도별더미변수는각각 1 차(1998 년), 3 차(2000 년) 가기준이고, 학력( 기준: 고졸), 직종( 기준: 기능원) 과산업( 기준: 제조업) 더미변수가포함되어있음. *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 유의수준에서통계적으로유의미함. 자료: 한국노동연구원, 한국노동패널, 1~9 차자료

23 < 부표 2> 임금함수추정결과 ( 연도별) 상수항 근속연수 1차 (1998) *** (0.0275) *** (0.0027) 근속연수 *** 경력연수 *** (0.0021) 경력연수 *** 중졸이하 전문대졸 대졸이상 여성 기혼 비정규직 대기업 노조여부 *** (0.0191) (0.0251) *** (0.0210) *** (0.0164) *** (0.0181) *** (0.0166) (0.0162) *** (0.0176) 2차 (1999) *** (0.0325) *** (0.0030) *** * (0.0023) *** *** (0.0197) (0.0276) *** (0.0234) *** (0.0172) *** (0.0195) *** (0.0179) (0.0195) *** (0.0197) 3차 (2000) *** (0.0320) *** (0.0032) *** (0.0023) *** (0.0196) * (0.0269) *** (0.0239) *** (0.0174) *** (0.0198) *** (0.0189) (0.0183) *** (0.0197) 4차 (2001) *** (0.0342) *** (0.0033) *** (0.0024) ** *** (0.0201) *** (0.0272) *** (0.0242) *** (0.0178) *** (0.0207) *** (0.0188) ** (0.0188) ** (0.0207) 5차 (2002) *** ( ) *** (0.0032) *** (0.0023) ** *** (0.0196) ** (0.0267) *** (0.0236) *** (0.0173) *** (0.0208) *** (0.0185) (0.0186) *** (0.0209) 6차 (2003) *** (0.0463) *** (0.0032) *** *** (0.0024) ** *** (0.0213) (0.0274) *** (0.0238) *** (0.0183) (0.0334) *** (0.0193) *** (0.0189) *** (0.0214) 7차 (2004) *** (0.0391) *** (0.0033) *** *** (0.0024) *** *** (0.0206) *** (0.0270) *** (0.0232) *** (0.0179) *** (0.0216) *** (0.0190) * (0.0199) *** (0.0208) 8차 (2005) *** (0.0412) *** (0.0033) *** (0.0026) *** (0.0207) *** (0.0261) *** (0.0232) *** (0.0179) *** (0.0223) *** (0.0190) *** (0.0195) *** (0.0202) 9차 (2006) *** (0.0434) *** (0.0033) *** *** (0.0027) *** (0.0208) *** (0.0256) *** (0.0233) *** (0.0178) *** (0.0230) *** (0.0183) ** (0.0210) *** (0.0208) Adjusted R 표본수 3,742 3,447 3,158 3,100 3,106 3,134 3,047 2,829 2,898 주: ( ) 안은표준편차이며, 학력( 기준: 고졸), 직종( 기준: 기능원) 과산업( 기준: 제조업) 더미변수가 포함되어있음. *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 유의수준에서통계적으로유의미함. 자료: 한국노동연구원, 한국노동패널, 1~9 차자료

24 < 부표 3> 임금함수추정결과 (Panel Data) 상수항 근속연수 정규직 비정규직 전체 고정효과 확률효과 고정효과 확률효과 고정효과 확률효과 *** *** *** *** *** *** (0.0197) (0.0153) (0.0551) (0.0327) (0.0184) (0.0151) *** (0.0015) 근속연수 경력연수 *** (0.0018) 경력연수 *** 중졸이하 전문대졸 대졸이상 여성 기혼 비정규직 대기업 노조여부 *** (0.0013) *** (0.0000) *** (0.0012) *** (0.0000) *** (0.0131) *** (0.0133) *** (0.0115) * (0.0284) *** (0.0217) * (0.0203) *** (0.0108) *** *** (0.0088) (0.0079) (0.0053) *** (0.0064) *** (0.0054) *** (0.0063) *** (0.0034) ** *** (0.0039) (0.0482) *** (0.0797) *** (0.0718) (0.0287) *** (0.0026) *** *** (0.0021) *** *** (0.0185) *** (0.0344) *** (0.0296) *** (0.0196) *** (0.0196) (0.0127) ** (0.0117) *** *** (0.0014) * *** (0.0015) *** (0.0000) (0.0242) *** (0.0223) *** (0.0205) *** (0.0091) *** (0.0064) (0.0052) *** (0.0069) *** (0.0012) *** (0.0000) *** (0.0011) *** (0.0000) *** (0.0116) *** (0.0139) *** (0.0120) *** (0.0106) *** (0.0080) *** (0.0061) *** (0.0061) *** (0.0066) (0.0240) (0.0202) 표본수 19,791 8,673 28,464 그룹수 4,873 3,274 6,380 R 2 within between overall 검정 (1)= (1)= (1)= Hausman 검정 (37)= (36)= (38)= 주: ( ) 안은표준편차이며, 학력( 기준: 고졸), 직종( 기준: 기능원) 과산업( 기준: 제조업) 더미변수가 포함되어있음. *** 는 1%, ** 는 5%, * 는 10% 유의수준에서통계적으로유의미함. 자료: 한국노동연구원, 한국노동패널, 1~9 차자료