<312DC6D0B3CEC0DAB7E1B8A620C0CCBFEBC7D120B1E2BEF7B1D4B8F0B0A328C1B6B5BFC8C E32372E687770>

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1 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 1 노동정책연구 1) 제9 권제3 호 pp.1~27 c 한국노동연구원 연구논문 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 * 조동훈 ** 본연구에서는근로자의다양한특성을통제하여기업규모간임금격차의크기를실증적으로분석하였는데기존의연구가간과하고있는개인의관측되지않는특성을고려한고정효과모델 (Fixed-Effect Models) 을통하여횡단면분석의결과와비교하고있다. 고정효과모델에서추정한기업규모간임금격차는횡단면분석과비교하여적게는 20% 에서크게는 70% 까지감소하여횡단면분석의추정결과는상당부분상향편의되었음을입증하나여전히어느정도의기업규모별임금격차가존재하는것으로나타났다. 횡단면분석결과와고정효과모델의추정계수를비교해본결과관측되지않는능력혹은생산성이높은개인이상당부분중소기업보다는대기업을많이선택하였고이를실증분석에서적절히고려하지않을경우기업규모간임금격차를과대평가할수있음을살펴보았다. 핵심용어 : 고정효과모델, 기업규모간임금격차 논문접수일 : 2009 년 4 월 9 일, 심사의뢰일 : 2009 년 7 월 10 일, 심사완료일 : 2009 년 8 월 17 일 * 본논문은 2008 년한국노동연구원의 한국의임금격차 일부를수정 보완하여작성하였다. 본논문의초고에대하여유익한논평을해주신익명의두심사자에게진심으로감사드린다. ** 한림대학교경영대학경제학과교수 (hooncho@hallym.ac.kr)

2 2 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 Ⅰ. 서론 1990년대이후민주화운동과 1997년의외환위기를겪으면서우리산업구조는저비용구조에서임금의고비용구조로급속도로전환되었다. 기업체규모별임금격차를기업체종사근로자수에따라중소기업 ( 근로자수 10~299인 ) 과대기업 ( 근로자수 300인이상 ) 으로구분하여살펴본결과에의하면 1986년도기준대기업과중소기업근로자의임금격차 ( 명목임금기준 ) 는 9% 수준이었으나그이후로임금격차는꾸준히증가하여 2005년에는 49% 까지증가하였다. 시기별로살펴보면 1980년대말에기업규모간임금격차가급격히증가한후에 1990년대말까지는완만한증가를보여왔다. 이는대기업중심의노동조합활동과급속한기술진보를통한노동생산성의증가가임금상승을주도한것으로보인다. 2000년대들어서임금격차가다시큰폭으로상승하여대기업과중 소기업간의임금불균등정도를심화시키는양극화현상을초래하였다. 근로자의임금수준은기본적으로근로자가생산하는순부가가치혹은노동생산성에비례하여결정되는부분이크다고할수있다. 따라서기업규모간임금격차를분석함에있어서기업규모별노동생산성차이를비교분석하는것은필수적이다. 자본축적이나기술수준에있어서대기업은중소기업에비해우월한지위에있는것이사실이고, 이로인해동일노동투입량에대해서대기업에종사하는근로자의노동생산성이중소기업에종사하는근로자보다높을수밖에없다. 그러나실증분석에서근로자각개인의노동생산성을측정하는것은거의불가능하기때문에본연구에서는관측되는근로자의특성을충분히고려하여실제로 동일한 수준의인적자본을소유한근로자의임금이기업규모에따라서얼마나차이가나는지를실증분석해보고자한다. 기업규모간임금격차를분석함에있어서연구자가관찰할수있는근로자의특성은대개개인의교육수준, 근속연수, 노동조합가입여부, 근로자가속한직종및산업등이다수를차지한다. 물론이런변수들이임금을결정하는중요한요인이기는하나이외에도임금에영향을줄수있는중요한요인들을실제

3 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 3 로통제하지못하는것이사실이다. 본연구는관측되지않는근로자의특성과기업체선택과의상관관계로인한내생성문제를고려하기위해서패널자료를사용하여기업규모간임금격차를분석하고자한다. 보이지않은능력이나생산성이높은근로자가만일체계적으로대기업에종사한다면이를고려하지않은중소기업과대기업간근로자의임금격차는과대추정하는편의를초래하게될것이다. 근로자의관측되지않는특성이시간의흐름에따라고정되어있다면패널자료를통해서기업규모간직장을이동한표본을분석하는고정효과모델을통해서횡단면분석이초래하는내생성문제를적절히고려할수있다. 고정효과모델을통해서추정한기업규모간임금격차는횡단면분석과비교해서그크기가작게는 20% 에서크게는 70% 까지감소하여횡단면분석의추정결과는상당부분상향편의 (upward bias) 되었음을보여주고있다. Ⅱ. 기존연구 먼저본연구의실증분석에앞서기업체규모간임금격차에대한기존의국내외연구를정리해보기로하자. 기업규모간임금격차를설명하는다양한가설을요약한 Brown & Medoff(1989) 와 Oi & Idson(1999) 의경우를참고로하여정리해본다. 기업규모간임금격차원인에대해고전주의경제학파에서제시하고있는가장대표적인설명은중소기업과대기업에종사하는근로자의질이다르다는이론에근거하고있다. 이는사전적으로능력이나생산성이높은근로자를고용하거나혹은대기업이중소기업에비해직장내직업훈련을통해서사후적으로근로자의생산성을증가시켜임금격차가발생한다는이론이다. 여기서대기업이능력이높은근로자를고용하려는원인에대해서 Hamermesh (1980) 는자본과노동의보완성관계를그근거로제시하고있다. 즉자본이집중되어있는대기업의경우자본과노동력사이에양 (+) 의보완성이존재한다면능력이높은근로자를고용하는것이자본을효율적으로사용하는방법인것이다. 고전주의경제학파에서제시하는대기업이고능력근로자를고용하는또다른이유는대기업의높은감시비용 (monitoring cost) 에기인한다는것이다.

4 4 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 Oi(1983) 의연구에서대기업인경우주어진노동공급에서감시비용을줄이기위해서기업가가능력이높은근로자를선호한다는것이다. 대기업의관리자는중소기업에비해상대적으로능력이높은데, 이들은임금체계에있어서고정급보다는근로자의성과 (performance) 에주로의존하는성과급제를선호한다는것이다. 이는노동시장에서능력이높은근로자에게더큰유인이되기때문에생산성이높은개인들이대기업을선호한다는이론이다. 다음으로제시되는가설은기업내에서근로자에대한여러가지규제와빠듯한근로일정이대기업에서심하며이는높은임금으로보상받는다는이론이다 (Stafford, 1980). 다음으로제도주의적인관점에서기업규모간임금격차를설명하는방법에대해서논의해보고자한다. 가장대표적인시각이대기업의경우노동조합이조직되는것을회피하기위해서노동조합이마치결성되어있는것처럼근로자에게상당한수준의임금프레미엄을지급한다는것이다. 기업의입장에서는노동조합이결성되면노조원들의임금상승요구뿐만아니라더많은상여금, 근로환경개선압박, 경영권참여등등노동조합의요구를받아들이는비용보다는높은임금을아예지불함으로써노동조합결성자체를회피하는전략이더욱선호된다는것이다 (Rosen, 1969; Freeman & Medoff, 1981). 노동조합의위협효과 (union threat effect) 라고불리기도하는데이는실증적으로산업이나직종을노동조합조직률에따라표본을나눈후에노동조합조직률이높은산업에서즉노동조합의위협효과가높은직장에서기업규모간임금격차가다른산업에비해서높은지를쉽게추정해볼수있다. 제도주의적설명가운데다른접근은대기업이특정산업내에서독점적지위 (monopoly power) 를누림으로써기업규모간임금격차가존재한다는것이다 (Mellow, 1982). 특정산업에서독점이윤을창출하는대기업이그이윤을근로자에게높은임금으로지불한다는설명인데여전히동일한생산성을소유한근로자에게왜높은임금을지불하는지에대한근본적인질문에는답변하지못하고있다. 다른하나의흥미로운설명은효율임금가설 (efficiency wage hypothesis) 에기초하고있다. 앞에서설명한감시비용과비슷한문맥에서설명할수있는데기본적으로근로자는자신의노력을 100% 투입하기를꺼려한다. 이를방지하기위해서시장임금보다높은임금을부여하고만일직장에서태만이발견될

5 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 5 경우높은벌칙을부과하는임금체계를만들어서근로자로하여금자발적으로노력을하도록유도하는것이다 (Eaton & White, 1983). 또한높은임금을받는근로자는직장에서만족감을가지고이직을적게함으로써기업이종업원을훈련시키는비용을낮춘다는설명도여기에그기반을두고있다. 그러나 Schaffner (1996) 의연구에서대기업이시장임금보다높게지급하는전략이근로자의태만을줄이는지에대해서의구심을제기하고있다. 페루에대한그의실증분석에서대기업근로수준의기준이중소기업보다높고이로인한고임금은효율임금가설과는상관이없다고주장하고있다. 결국대기업에서근로자에게상대적으로고임금을지불하는것은국내외를막론하고인정되는현실이다. 발견되는기업규모간임금격차가운데근로자의특성의차이에의한부분이얼마인지를규명하는것이실증분석의핵심에있다. 이때관측되는근로자의특성뿐만아니라관측되지않는근로자의특성을모두고려하는것이또한중요하다. 이런관점에서최근의연구들은패널자료를활용하여이를통제하고자하는방법을취하고있다. 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 1990년중반이후기업규모간임금격차에대한연구가다시진행되기시작하였다. 김대모 유경준 (1996) 의연구는모기업과협력업체간의임금격차에초점을맞추어기업규모간임금격차가독과점적시장구조에있다고주장하고있다. 황호영 (1996) 의연구는기업체규모간임금격차를 Oxaca & Blinder의분해요법을사용하여관측되는임금격차의약 60% 정도가근로자의특성의차이

6 6 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 에기인한다고주장하고있다. 허식 (2001) 의연구는경기변동과기업규모간임금격차와의관계를실증분석하여경기상승시기업규모간임금격차가증가함을보여주고있으며정부의인위적인정책에문제점을제기한다. 최근원종학 김형준 (2006) 의연구는기업규모별임금격차가청년층실업에미치는흥미로운주제를다루고있다. 본연구는기존의국내연구와는차별적으로패널자료를활용하는고정효과모델을사용하여기존의국내연구가간과하는관측되지않는근로자의특성과직장선택과의내생성문제를통제하여기업규모간임금격차의크기를정확히추정하는데그목적을둔다. 2) Ⅲ. 자료분석 본연구에서는한국노동연구원에서매년조사하는 한국노동패널조사 1998 ~2006년까지 9개년도자료를사용하였다. 한국노동패널조사는도시지역에거주하는한국의가구와가구원을대표하는패널조사로 1998년도에전국 5,000 가구의가구원 13,321명에대하여조사를시작하였다. 그이후조사에서도원표본가구유지율이 75% 이상을유지하는높은성공률을보여주고있다. 한국노동패널조사는임금결정과관련된유용한정보들을제공하고있는데이에는근로자가속한기업체규모등이포함되어있다. 특히기업체규모와노동조합가입여부와의높은상관관계를고려할때노동조합여부를통제하는것이기업체규모임금효과를정확히추정하는데매우중요하다 (Miller and Mulvey 1996). 본연구에서는지난 9년간주된일자리 (main job) 에서주당 35시간이상근무한상용직임금근로자를대상으로하였다. 임금변수는월평균임금에서주당근로시간을고려하여매년소비자물가지수로나누어준실질시간당임금을사용하였고월 40만원이하의근로자, 임금근로자가운데하위 1% 의표본을제외하였다. 본연구에서사용된최종표본의크기는 20,781개이며관측된개인 2) 본연구에서는기업규모간임금격차의수준을추정하는사실발견에그초점을맞추고있으며여전히존재하는기업규모간임금격차원인에대한구체적분석은향후연구과제로남겨두고자한다.

7 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 7 근로자의수는 4.689명으로개인당약 4.4개의관측치가분석에사용되었다. 기업체규모임금효과를측정하는데있어서기업체규모에대한정의를명확히하는것이중요하다. 한국노동패널조사에서매년개인에게기업체규모를묻는설문내용이다음과같다. 현재일하고계시는곳 ( 직장 ) 의회사전체종업원수는얼마나됩니까? 본사, 지사, 지점, 공장, 현장등을모두합해서말씀해주십시오. 단그룹사의경우는해당계열사만응답해주십시오. 이설문내용에따르면노동패널에서근로자가속한직장의규모를측정하는방법은사업체규모라기보다는근로자가속한직장전체에대한기업체규모임을알수있다. 본설문에대해각응답자는구체적인숫자를표기하도록하였는데정확한종업원수를표기하지못했을경우다음과같은범주가운데가장근접한것을선택하도록하였다. 기업체규모범주는 (1) 1~4인 (2) 5~9인 (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) 1~9인 (2) 10~29인 (3) 30~99인 (4) 100~299인 (5) 300~999인 (6) 1,000인이상의 6개의범주로나누었다. 이상의 6개범주에따른근로자가속한기업체규모별분포가 < 표 1> 에서보여주고있다. 전체표본 18,093개가운데근로자수가 10인미만인소규모기업체의분포가가장많은 4,067개로분석표본가운데 22.5% 를차지하고있다. 다음으로근로자수 1,000인이상의기업체가 21.5%, 근로자수 30~99인이 18.2% 그리고 10~29인이 17.5% 순서를보여주고있다. 100인미만을기준으 < 표 1> 기업체규모별분포 기업체규모 총표본수 분포 1~9인 4, ~29인 3, ~99인 3, ~299인 2, ~999인 1, ,000인이상 3, 표본크기 18, 자료 : 한국노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006. ( 단위 :%, 개 )

8 8 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 < 표 2> 기업규모와노조기업분포 ( 단위 :%,) 기업체규모 노조기업 비노조기업 1~9인 ~29인 ~99인 ~299인 ~999인 ,000인이상 자료 : 한국노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006. 로그이하의종업원수를보유한기업체규모는무려 58.2% 를차지하고있으며 300인미만을중소기업으로정의하면그분포의크기는 69.3% 에이르고있다. 이는국내노동시장에있어서중소기업이차지하는고용의비중이대기업에비해높게나타남을보여주고있다. 다음으로 < 표 2> 에서기업체규모별로노조기업과비노조기업에대한분포가나타나있는데기업체규모가대기업인경우노동조합이조직될확률이높게나타남을볼수있다. 10인미만의소기업의노동조합조직비율은겨우 1% 수준이며 10~29인의경우 5%, 그리고근로자수가 30~99인기업체의경우노조가조직된비율이 17% 에머무르고있다. 이비율은기업체종사자수가 100 인을넘어서면서급격히증가하는데 100~299인의경우 40% 이며 300~999인 59%, 그리고 1,000인이상대기업에서는 68% 의기업에노동조합이조직되어있는것으로나타난다. 결국본연구에서분석하고자하는기업체규모와근로자의임금수준과의관계에서순수한기업규모효과를통제하기위해서기업규모와상관관계가매우큰기업의노조조직여부를통제하는것이매우중요하다. 이를회귀분석에서적절히통제하지못하면기업체규모임금효과는과대추정 (overestimates) 될확률이매우높다. 본연구가사용하는한국노동패널자료에서근로자의노조가입여부에대한정보는매우유용하다고할수있다. 기업체규모별로근로자의다양한인적특성을비교해봄으로써근로자의인적특성과직장선택에있어서기업규모와의상관관계를유추해볼수있다. 먼저 < 표 3> 에서기업체규모별로연령, 성별분포, 학력수준, 결혼여부, 그리고

9 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 9 근속연수에대한다양한정보를보여주고있다. 근로자의평균연령에있어서는기업체규모별로는큰차이가나지않는반면에기업체규모가증가할수록여성근로자의비율은감소하는패턴을보여주고있다. 예를들어 10인미만기업체에종사하는여성근로자의비율은 47% 인데반해서 10인이상기업체인경우여성근로자의비율이 30% 대로낮아지며특히 1,000인이상대기업체에종사하는여성의비율은 27% 로서최저치를보여주고있다. 여성과남성근로자의성별임금격차가다른구미선진국에비해현저히존재하는국내노동시장을감안해볼때, 상대적으로임금수준에서취약부문인중소기업에여성고용이많다는점은우리에게시사하는바가크다. 다음으로근로자의결혼여부와기업체규모와의관계에서는중소기업에서미혼근로자의비율이대기업에비해상대적으로높게나타난다. 예를들어 10 인미만기업체에종사하는근로자의기혼비율이 50% 수준인데반해 300인이상대기업에서는그비율이 37~38% 수준에이르고있다. 여기에는다양한원인이있겠으나기업체규모별여성인력의분포에서그힌트를찾아볼수있다. 여성이결혼이나출산이후정규직혹은공식부문으로재진입이어려운경우소규모영세업체와같은부문의노동시장에재진입하는경향이그원인중에하나로추측된다. 근로자의학력수준과기업체규모별특성에있어서는근로자의평균학력수준이기업체규모가증가할수록현저히증가함을살펴볼수있다. 10인미만기업체에종사하는근로자의평균교육연수는 12.1년이나 100인이상기업체종사자의평균학력수준은 13년을초과하고있으며, 1,000인이상대기업의경 < 표 3> 기업체규모별인적특성 ( 단위 :%, 년, 개 ) 1~9 10~29 30~99 100~ ~999 1,000 이상 연령 여성 결혼여부 학력 근속연수 표본크기 4,028 3,130 3,167 1,956 1,616 3,769 자료 : 한국노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

10 10 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 < 표 4> 기업체규모별임금수준및근로시간 ( 단위 : 만원, 시간 ) 1~9인 10~29인 30~99인 100~ ~999 1,000 이상 월평균임금 월근로시간 시간당임금 로그시간당임금 표본크기 주 : 모든임금수준은각년도물가지수로디플레이트한실질수준임. 자료 : 한국노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006. 우는거의 14년에육박하고있다. 그리고현직장에서의평균근속연수에있어서도학력수준과마찬가지로기업체규모의증가와근속연수의증가는밀접한상관관계가있음을발견할수있다. 예를들어 10인미만기업체에종사하는근로자의평균근속연수는 3.5년인데반해서기업체규모가증가할수록근속연수는증가하여 300~999인 7.1년그리고 1,000인이상기업체규모에서는평균근속연수가무려 8.9년임을보여주고있다. 이는여러가지면에서해석할수있는데우선대기업인경우근로자에게직장의안정성을보장해준다고할수있다. 즉정규직위주의고용형태와노동조합의역할등이그중요원인이라고볼수있다. 기업체규모별로근로자의근로환경을근로시간, 임금을중심으로 < 표 4> 에서제시하고있다. 대기업일수록근로자의월평균임금이상당히증가함을알수있다. 실증분석에서필요한시간당임금을계산하기위하여우리는근로자의월평균근로시간에대한정보가필요하다. 한국노동패널에서조사하는근로시간은주당근로시간인데이에한달평균 4.3주를고려하여월근로시간을추정하였다. 발견되는흥미로운패턴은대기업일수록월근로시간이감소한다는점이다. 대기업일수록월평균임금의증가와월평균근로시간의감소는월평균임금을월평균근로시간으로나누어추정한시간당임금의기업규모간괴리를증폭하는결과를초래한다.

11 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 11 Ⅳ. 대기업종사결정요인분석 우리는앞에서기업체규모별로근로자의다양한특성들을비교분석하여보았다. 이를종합하여각개인의특성들이근로자의기업규모종사여부에영향을주는실증분석을시도하고자한다. 먼저전체기업규모를종사자수 100인을기준으로하여 100인이상기업에종사하는확률을근로자의특성과산업변수를넣어추정한결과를살펴보자. 이추정을위해서프로빗모델과로짓모델을동시에사용하였는데이두모델간추정결과의차이가거의없으므로프로빗추정결과에의거해서해석하고자한다. 나이가고령자일수록 100인이상기업에종사할확률이높았는데그효과의크기는매우작은것으로나타났다. 교 < 표 5> 대기업종사결정요인분석 Probit Logit 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 나이 0.002** (0.000) 0.002** (0.000) 교육연수 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 :( ) 안의값은표준오차 (standard error) 이며, 이분산 (heteroskedasticity) 을고려하였음. 기준이되는산업은제조업임. 모든추정계수는한계효과 (marginal effects) 임. * 통계적으로 5% 에서유의함. ** 통계적으로 1% 에서유의함. 자료 : 한국노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

12 12 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 육연수가높을수록대기업에종사하는확률이높았는데교육연수 1년의증가는 100인이상기업에종사확률을약 4% 증가시키고있다. 여성의경우는동일한인적특성의남성근로자에비해 100인이상기업에종사할확률이 3.6% 낮은것으로추정되어진다. 추정모델에서고려된인적속성외에근로자가속한산업이기업체규모종사형태에미치는효과는매우뚜렷한것으로나타났다. 제조업을기준으로했을경우전기 운수 통신업과금융 보험 임대업에종사했을경우 100인이상기업에근로할확률이각각 22.4% 와 23.7% 높게나타났다. 이외산업에서는제조업에비해 100인이상기업종사확률이통계적으로낮게나타났다. Ⅴ. 기업체규모임금효과 1. 횡단면분석 본장에서는먼저횡단면회귀분석을통한기업체규모의임금을추정해보고자한다. 기업체규모를종사하는기업체종업원수규모에따라 (1) 1~9인 (2) 10~29인 (3) 30~99인 (4) 100~299인 (5) 300~999인 (6) 1,000인이상의 6개의범주로나누었다. 이가운데 10인미만을기준그룹으로설정하여 5개의기업체더미변수를횡단면임금추정식에근로자의다양한특성과같이독립변수로넣어주었다. 이외에도연도더미변수, 직종더미변수, 산업더미변수, 그리고지역더미변수도동시에고려해주었다. 실증분석에서사용된종속변수는시간당임금에자연로그를취한값이다. 임금추정식의결과를아래 < 표 6> 에서살펴보면교육연수 1년의증가는근로자의임금을 5.1% 증가시키는것으로나타나며, 나이의증가가임금상승에미치는효과는적은것으로나타났다. 이와는대조적으로근속연수 1년의증가가임금상승에미치는효과 3.0% 에이르고있으며여성의경우관측되는 동일한속성 의남성근로자에비해임금격차가 26.7% 나타나는것으로추정되었다. 결혼한근로자가미혼에비해임금이 12.0% 높은것으로나타났다. 다음으로본연구의관심이되는기업체규모별

13 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 13 임금효과추정계수들을살펴보면 10인미만소기업을기준으로해서 10~29인경우는근로자의임금상승폭이 8.5%, 30~99인 8.8%, 100~299인 9.8%, 300 ~999인 18.3%, 그리고 1,000인이상경우는무려 25.6% 의임금상승을보여주고있다. 즉기업체규모가커질수록근로자의임금도상승하며그폭도증가하는것으로나타난다. 물론후에살펴보겠지만횡단면추정계수는관측되지않는근로자의특성과기업체선택과의상관관계가존재할확률이매우높기때문에상당한정도의편의가존재하는것으로추측할수있다. 3) < 표 6> 의오른쪽열에있는추정결과는각기업이산업내에서누리는독점 < 표 6> 기업체규모임금효과추정식 OLS OLS 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 교육연수 0.051** (0.001) 0.048** (0.001) 나이 0.003** (0.000) 0.004** (0.000) 근속연수 0.030** (0.000) 0.029** (0.001) 노동조합 0.049** (0.007) 0.060** (0.007) 여성 ** (0.006) ** (0.006) 기혼유배우 0.120** (0.006) 0.120** (0.006) 기업체규모 10~29인 0.085** (0.009) 0.090** (0.009) 30~99인 0.088** (0.009) 0.101** (0.009) 100~299인 0.098** (0.011) 0.116** (0.011) 300~999인 0.183** (0.012) 0.191** (0.012) 1,000인이상 0.256** (0.010) 0.243** (0.011) 연도더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 대분류 세분류 지역더미 yes yes R-sqs 표본 20,781 20,781 주 :( ) 안의값은표준오차 (standard error) 이며, 이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였음. 기업체규모더미효과에서기준그룹은종업원수 10인미만인기업임. 근속연수제곱항도설명변수에포함되었음. * 통계적으로 5% 에서유의함. ** 통계적으로 1% 에서유의함. 자료 : 한국노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~ ) 실증분석에사용된 Stata 9 에서는고정효과분석시발생할수있는이분산과시계열상관을고려하고있으며, 상세한내용은매뉴얼을참조하기바란다.

14 14 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 적이윤을통제하고자세분류 (three digit level) 하에산업더미변수를통제한결과이다. 산업변수를 9개의대분류하에서통제한추정결과와는크게차이가나지않는것으로나타난다. 즉세분류산업을통제한후에추정된기업체규모더미변수가대분류산업더미통제결과와대동소이한것으로나타나는데이는대기업이중소기업에비해높은임금을주는이유가대기업이산업내에서누리는독점적이윤에서비롯된것이라고단정짓기는힘든것으로나타난다. 2. 패널분석 신고전학파모델에서는 동일한 기술수준을보유하고있는근로자들은동일한임금을받는것을기술하고있다. 그러나기존의연구가사용하는횡단면분석에서는관측되지않는특성과임금과의관계를고려하지못하는단점이있다. 따라서기업규모간임금격차를실증분석하는데있어서, ( 특히 ) 관측되지않은근로자의특징들과중소기업혹은대기업으로의선택사이의상관관계를통제하는것이매우중요하다. 전통적횡단면분석임금방정식에추정하는기업규모의임금효과는개인근로자임금에영향을줄수있는다양한변수들-예를들어교육수준, 근속연수-을통제하고기업규모더미변수를고려하는아래와같은방정식을추정하여구한다. Y i =β 0 +β 1 Z i +β 2 X i +ε i (1) 식 (1) 에서 Y i 는각근로자가받는시간당로그임금이며, Z i 는개인이속한기업체규모를나타내는더미변수, X i 는개별근로자의임금을결정하는개인및직장의속성들이며 ε i 는에러항 (error term) 이다. 이때기업체더미변수추정계수 β 1 가불편추정값 (unbiased estimates) 이되기위한중요한요건중의하나는에러항과기업체규모선택과상관관계가없어야된다는것이다. 즉통계학적으로 Cov(Z i, ε i ) =0이되어야한다. 그러나개인의관측되지않는속성에따라기업체규모선택여부가체계적으로결정된다면횡단면분석에서 OLS 방법으로추정된기업체더미계수값은편의를가질수밖에없다. 만일생산성이혹은기술수준이높은근로자들이평균적으로대기업직장을선호한다면횡단면임금방정식에서추정된대기업임금효과의크기는과대평가 (over-estimated) 된값

15 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 15 이될것이다. 관측되지않는근로자의특성과기업체규모선택의상관관계로발생하는내생성문제 (endogenous problem) 를해결하기위해서본연구는패널자료를활용하고자한다. 기존연구에서주로이문제를해결하기위해사용했던방법은근로자의임금수준에는영향을주지않으면서기업체선택에영향을주는변수를찾아그것을도구변수로활용하는 Heckman-Lee의 2단계추정방법이다. 그러나현실적으로이런연구에서도구변수를발견하기는거의불가능하다. 기업체규모의임금효과분석에서결국중요하게고려되어야하는부분이근로자의자기선택의문제인데패널자료가존재하는경우고정효과모델을사용하여근로자의관측되지않는특성과직장선택과의상관관계의내생성문제를효과적으로치료하는방법인것이다. 먼저패널자료는시간의흐름에따른개인의여러정보들을분석하는것이므로앞의임금방정식 (1) 에서시간을고려한아래의방정식으로표현될수있다. Y it =β 0 +β1z it +β 2 X it +β 3 T t +μ i +ε it (2) 식 (2) 에서 Y it 는각근로자가어느일정시점에서받는시간당로그임금이며, Z it 는시점 t에서개인의기업체규모를나타내는더미변수, X it 는개별근로자의임금을결정하는개인및직장의속성들이며, T t 는시간더미변수이며, 그리고 ε i 는에러항이다. 이때 μ i 는관측되지않는근로자의특성으로서기업체규모더미변수인 Z it 와상관관계가일반적으로존재하는것으로인식된다. 만일개별연구자가이런상관관계에대한고려없이 OLS를이용한임금방정식을추정한다면, 이때추정된 β 1 는편의가발생하게된다. 만일생산성이나기술수준이높은근로자가대규모기업에서일하는경향이있다면 OLS 추정계수는상향편의 (upward bias) 를가지게된다. 횡단면분석에서피하기힘든내생성문제를해결하는방법은아래의고정효과모델을사용하여문제가되는개인의관측되지않는변수 μi를제거하는것이다. Y it = β 1 Z it + β 2 X it + β 3 T t +ε it (3) 여기서 Y it 는 Y it - Y i 에서구한값, 즉개인근로자의임금을각시점에서전

16 16 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 체분석시간에서구한개인의평균임금을빼준값이다. 나머지변수인 Z it, X it, ε it 도동일한방법으로구해서사용할수있다. 새롭게정리한식 (3) 에서보는것처럼기존의임금방정식에서내생성문제를내포했던개인의관측되지않는속성인 μ i 가제거된것이다. 따라서 β 1 의고정효과추정계수치는에러항인 ε it 이모든시점에서각각의독립변수와상관관계가없다면불편추정량의성질을가질수있다. 최근의통계프로그램은고정효과분석모델에서발생할수있는에러항의이분산 (heteroskedascticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을교정하여준다. 아래 < 표 7> 에서횡단면추정결과와고정효과모델을통하여추정한기업규모효과를동시에보여주고있다. 고정효과모델의장점은앞에서설명한것처럼근로자의관측되지않는특성을통제하여우리가추정하고자하는변수와의잠재적상관관계를고려하는것이다. 고정효과모델에서추정하는표본은주어진분석기간동안에변수의지위가바뀌는것을대상으로하기때문에매년 1년씩증가하는나이변수그리고성별변수의추정계수는누락되었음을밝혀둔다. 기업체규모변수를살펴보기에앞서서다른설명변수의추정계수의변화를살펴보면교육, 노동조합, 그리고결혼유배우가임금에미치는효과가매우감소했음을우리는발견할수있다. 이는 ( 관측되지않는 ) 능력혹은생산성이높은개인이높은교육수준을받고중소기업에비해대기업에종사할확률이높은것으로추정된다. 이런상관관계를적절히고려하지않을경우횡단면분석에서추정한설명변수는상당부분상향편의 (upward bias) 의문제를피하기어렵다. 여기서발견되는특이한점은근속연수가임금에미치는효과가다른변수와는달리고정효과모델에서횡단면추정계수 2.0과비교해서 2.8로증가한다는점이다. 이는개인이직장을옮긴경우새직장에서보내는근속기간이그회사에필요한기술을습득하여생산성을향상시켜급속도로임금을인상시키는요인에기인할것으로추측된다. 다음으로본연구분석의초점이되는기업체규모변수의추정계수를횡단면분석과고정효과모델을비교하면횡단면분석에서추정된기업체규모효과의크기가고정효과모델에서적게는 20% 에서크게는 70% 까지감소하여횡단면분석의추정결과는상향편의되었음을입증하나여전히상당한정도

17 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 17 의기업규모별임금격차가존재하는것으로나타났다. 10인미만기업체를기준으로먼저 10~29인기업체종사자의임금상승효과는횡단면분석에서추정된임금상승효과의크기는 8.5% 인데반해서고정효과모델에서추정한그효과의크기는 5.1% 로서무려 40% 이상감소하였다. 30~99인경우의횡단면분석에서는임금상승의크기가 8.8% 인데고정효과모델에서는 5.7% 로줄어듦을보여주고있다. 100~299인에서는 19.8% 에서 8.2%, 300~999인에서는 18.3% 에서 8.2% 로무려 60% 나줄어들었고이크기는 1,000인이상기업체경우 25.6% 에서 9.0%, 즉 70% 나횡단면분석에서상향편의되었음을알수있다. < 표 7> 기업체규모임금효과추정식 : 횡단면분석 vs. 패널분석 OLS FE 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 교육연수 0.051** (0.001) 0.025** (0.007) 나이 0.003** (0.000) 근속연수 0.030** (0.000) 0.020** (0.001) 노동조합 0.049** (0.007) 0.018* (0.008) 여성 ** (0.006) 기혼유배우 0.120** (0.006) 0.085** (0.009) 기업체규모 10~29인 0.085** (0.009) 0.051** (0.010) 30~99인 0.088** (0.009) 0.057** (0.011) 100~299인 0.098** (0.011) 0.082** (0.013) 300~999인 0.183** (0.012) 0.074** (0.015) 1,000인이상 0.256** (0.010) 0.090** (0.015) 연도더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 대분류 대분류 지역더미 yes yes R-sqs 표본 20,781 20,781 주 :( ) 안의값은표준오차 (standard error) 이며, 이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였음. 기업체규모더미효과에서기준그룹은종업원수 10인미만인기업임. 근속연수제곱항도설명변수에포함되었음. * 통계적으로 5% 에서유의함. ** 통계적으로 1% 에서유의함. 자료 : 한국노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

18 18 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 기업체규모가임금에미치는크기에서발견되는흥미로운점은임금격차가크게는 10인미만, 10인이상 100인미만, 그리고 100인이상기업체규모별로차이가난다는점이다. 즉 10인미만소기업을기준으로 10인이상에서 100인미만기업체에종사할경우임금상승효과는대체적으로 5% 대이고 100인이상기업체의경우임금상승폭이 7~8% 수준임을발견할수있다. 따라서국내노동시장의경우기업체규모에따른현저한임금격차는이런 3가지기업체규모분류에따라나타남을발견한다. 이런결과를종합해보면관측되지않는근로자의특성을통제하지못한횡단면분석을포함한기존의추정방법은기업체규모를추정하는데상당한편의를피할수없음을단적으로보여주고있다. 특히횡단면분석에서야기되는추정계수편의의크기가기업체규모가증가할수록그규모가커짐을발견할수있다. 물론고정효과모델에서추정한방법의장점은관측되지않는근로자의특성이시간에변화에따라고정되어있다는가정을동반하고있다. 만일근로자의관측되지않는특성이시간의변화에따라변화하거나직장을이동하는동기가기업내에서근로자가직장적합도에대한학습과정 (learning process) 으로유발되었다면고정효과모델을통한추정계수도어느정도의편의로부터자유로울수없음을밝혀둔다 4). 임금방정식을추정하는경우에연구자는다양한형태의근로자의특성뿐만아니라직장에대한특성도가능한많이고려하고자한다. 국내노동시장의경우정규직과비정규직의임금격차가존재하는현실에서이에대한고려도매우중요하리라생각된다. 이런관점에서근로자가정규직에근무하는지에대한정보를고려하여추정한임금방정식의추정결과가 < 표 8> 에제시되어있다. 왼쪽열에있는추정계수는 < 표 7> 에서제시된횡단면추정방법에비정규직더미변수를추가하여분석한결과를보여준다. 5) 교육연수를포함한나이, 근속연수, 노동조합, 그리고여성변수가임금에미치는효과는거의동일함을발견할수있다. 4) 대기업이특정한산업에서독점적지위를누릴가능성을통제하기위하여산업변수를대분류한실증분석결과도대동소이함을밝혀둔다. 5) 비정규직의정의는자기선언적설문응답에기초한것으로통계청에서정의하는방법과는다소차이가발생할수있음을상기시키는바이다.

19 < 표 8> 기업체규모임금효과추정식 : 비정규직고려 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 19 OLS FE 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 교육연수 0.050** (0.001) 0.006** (0.007) 나이 0.003** (0.000) 근속연수 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 R-sqs 표본 18,180 18,180 주 :( ) 안의값은표준오차 (standard error) 이며, 이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였음. 기업체규모더미효과에서기준그룹은종업원수 10인미만인기업임. * 통계적으로 5% 에서유의함. ** 통계적으로 1% 에서유의함. 자료 : 한국노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006. 관측되는동일한수준에서비정규직근로자의임금은정규직근로자에비해 14.7% 낮게나타나는데이는물론관측되지않는특성을고려하지못한내생성문제가존재하므로상당수준의상향편의가존재함을유추해볼수있다. 이추측은오른쪽열에보이는고정효과모델에서관측되지않는근로자의특성을고려했을경우정규직과비정규직의임금격차는 8.0% 로줄어드는것을발견할수있다. 본연구의주된목적은정규직과비정규직의임금격차분석에있지않으므로이에대한논의는여기서멈추고자한다. 본연구의관심이되는기업규모간임금격차에있어서근로자의비정규직여부를통제하는것이추정결과에큰영향을미치지않는것으로나타났다. 횡단면분석결과와고정효과

20 20 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 모델추정결과모두에서기업규모간임금격차의추정계수가거의변하지않는것으로보인다. 참고로비정규직에대한정보가노동패널조사 3차년도에서누락되어있는관계로표본의크기가약 2,000 개정도줄어들었음을밝혀두고자한다. 3. 중소기업과대기업임금결정체계비교 앞에서고정효과모델을통해서도어는정도의기업규모간임금격차가존재하는것으로나타났고이를규명하기위한방편으로중소기업과대기업의임금결정체계를비교하고자한다. 즉근로자의동일한인적자본에대하여노동시장에서의보상이기업체규모에따라다르게나타나는지를비교분석해보고자한다. 앞의임금추정식에서는동일한근로자의인적자본에대한하나의시장가격 < 표 9> 기업체규모별임금결정식 소기업 중기업 대기업 교육연수 0.039** 0.054** 0.062** (0.002) (0.003) (0.003) 나이 0.002** 0.004** 0.005** (0.001) (0.001) (0.001) 근속연수 0.016** 0.018** 0.025** (0.001) (0.001) (0.001) 노동조합 0.084** ** (0.029) (0.013) (0.011) 여성 ** ** ** (0.009) (0.012) (0.014) 기혼유배우 0.124** 0.139** 0.121** (0.010) (0.013) (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 :( ) 안의값은표준오차 (standard error) 이며, 이분산 (heteroskedasticity) 과시계열상관 (serial correlation) 을고려하였음. * 통계적으로 5% 에서유의함. ** 통계적으로 1% 에서유의함. 자료 : 한국노동연구원, 한국노동패널조사, 1998~2006.

21 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 21 으로노동시장에서보상받는것을암묵적으로가정하였다. 그러나예를들어동일한근속연수에대해서중소기업과대기업에서지불하는시장가격이다를수있다. 만일대기업에서근로자에게상대적으로높은가격을노동시장에서지불한다면이는중소기업과대기업간임금격차를초래하는원인이될것이다. 먼저전체기업을종사근로자의규모에따라다음의소기업 ( 종업원수 30인미만 ), 중기업 ( 종업원수 30인이상 300인미만 ), 그리고대기업 ( 종업원수 300 인이상 ) 으로나누어서각각임금방정식을추정해보고자한다. 각각의임금방정식을추정하여관측되는근로자의특성이노동시장에서보상받는차이의정도를규명하고자하고자한다. 이는또한각기업체규모별로노동시장이분할되어있는지를추정해볼수있는가장일반화된방법이라할것이다. 기업체규모 30인미만의경우추정된근로자의인적자본에대한노동시장에서의가격을중기업과대기업과비교해보면가장적은것으로나타난다. 예를들어교육에대한임금상승효과의크기는소기업에서 3.9% 인데반해서중기업에서는 5.4%, 그리고 300인이상대기업에서가장큰 6.2% 를보여주고있다. 다음으로근속연수가임금상승에미치는효과에서도소기업에서 1.6% 이지만중기업에서는 1.8%, 그리고대기업에서는 2.5% 로매우높게나타나고있다. 한가지흥미로운점은남성근로자대비여성근로자의임금격차의크기도소기업에서는무려 31.4% 의차이를보이지만이격차는기업규모가커질수록줄어서대기업에서는 25.6% 의성별임금격차를보여주고있다. 이는상대적으로여성의대기업진입이힘든국내노동시장현실에서전체적으로성별임금격차를넓히는방향으로작용할것이다. 지금까지의논의는기업체규모를각각소기업, 중기업, 그리고대기업으로나누어각각의임금방정식을추정하여그계수값들을비교하여주장한것이다. 그러나여기서이추정계수값들의차이가통계적으로유의한지를체계적으로검증해보아야할것이다. 기업규모간결정되는가격의차이가통계적으로상이한지를검증하는 Chowtest에대해서간략히설명해보고자한다. 일반적으로 Chow-test 는두개이상의회귀방정식을추정한뒤에동일한추정계수가추정방정식간통계적으로같은지다른지를추정하는데사용된다. 예를들어소기업과대기업부문의두

22 22 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 개의임금방정식을아래와같은식을추정한다고가정하자. 소기업 : Ys= + X+ (4) 대기업 : Yl= + X+ (5) 이때 Chow-test는소기업의 와대기업의 가통계적으로같은지를테스트하는것이다. 즉우리가통계검정해야될귀무가설은아래와같다. H o : = (6) 이를추정하기위해서아래와같은 F-통계량을계산할수있다. F= (7) < 표 10> Chow-test 통계량비교 기업규모소기업 - 중기업소기업 - 대기업중기업 - 대기업 F- 통계량 여기서 SSR는소기업과대기업을합친임금방정식을추정했을경우 Sum of Squared Residuals이며 SSRs과 SSRl는각각소기업과대기업에서추정한 SSR 의값을의미한다. 그리고 n은전체표본의크기이며, k는설명변수의크기이다. 이방법을사용하여구한 F-통계값을소기업, 중기업, 그리고대기업간비교해서 < 표 10> 에서보여주고있다. 표에서보는것처럼소기업과중기업, 소기업과대기업, 그리고중기업과대기업모두 F-통계량값이 1% 유의수준에서추정계수값이동일하다는귀무가설을기각한다. 따라서국내노동시장에서기업체규모간임금보상의차이가현저히존재하는것으로추정된다. Ⅵ. 요약및결론 본연구에서는근로자의다양한특성을통제하여기업규모간임금격차의크

23 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 23 기를실증적으로분석하였는데기존의연구가간과하고있는개인의관측되지않는특성을통제한연구라는점에서기존의연구보다진일보되었다고할수있다. 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) 의문제를내포하고있기때문에추정계수의상당부분이상향편의되었을가능성을제기하고있다. 본연구에서는이런내생성문제를만일근로자의관측되지않는특성이시간의흐름에따라고정되어있다는가정아래각설명변수를평균에서차분해서회귀분석하는고정효과모델을통해서이문제를해결하고자시도하였다. 고정효과모델에서추정한기업규모간임금격차는적게는 20% 에서크게는 70% 까지감소하여횡단면분석의추정결과는상향편의되었음을입증하나여전히어느정도의기업규모별임금격차가존재하는것으로나타났다. 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. 예를들어동일한근속연수에대해서중소기업과대기업에서지불하는시장가격이다를수있다. 만일대기업에서근로자에게상대적으로높은가격을노동시장에서지불한다면이는중소기업과대기업간임금격차를초래하는원인이될것이다. 기업규모를소기업 ( 종업원수 30인미만 ), 중기업 ( 종업원수 30인이상 300인미만 ), 대기업 ( 종업원수 300인이상 ) 으로정의하여임금방정식을추정한결과관측되는근로자의특성이노동시장에서보상받는수준이기업규모간상이하게나타났다. 대기업의경우교육, 근속연수의가격증가효과가나타나며여성의임금

24 24 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 격차는줄어드는것으로나타나며, 가격차별로인한임금격차가가속화되는이중노동지장의특성을보여주고있다. 국내노동시장의경우중소기업과대기업간상당한임금격차가존재하고이격차는과거 20년간그속도도증가되었음을발견하게된다. 그러나기업규모간임금격차의크기가관측되지않는개인의속성을고려한고정효과모델을살펴본경우우리가일반적으로추정하는임금격차보다상당히감소함을알수있다. 이는기업규모간임금격차의여러원인가운데근로자의인적자본의차이로서상당부분설명될수있다는것이다. 즉능력혹은생산성이높은근로자가대기업에종사할확률이높고이는중소기업에종사하는근로자보다상대적으로높다는것이다. 만일관측되는혹은관측되지않는근로자의생산성차이로인한임금격차가발생했다면기업규모간임금격차를줄이려는인위적인정책은자칫노동시장의왜곡을초래할수있다. 고정효과모델로추정한결과우리가발견하는상당부분의임금격차는 10인미만영세기업과중소기업혹은대기업과의격차를보여주고있다. 물론중소기업과대기업과의임금격차도어느정도존재하는것이현실이다. 영세소기업의경우적은자본으로근로자의생산성의저하와이로인한저임금, 이는결국생산성이낮은근로자의유입을촉진하는악순환이전개되는것이다. 따라서영세소기업의경우자신들이특화할수있는전문성을확대하고이로인한생산성의증가를통한임금상승을유도하는것이바람직하다. 중소기업의경우에도선별적으로유망한중소기업에금융지원을통하여그들이기술개발을통하여생산성을증가시키도록유도해야될것이다. 이는궁극적으로능력이높은개인이중소기업에진입할수있는계기가될것이다. 현재고등학교를졸업하는학생의 85% 이상이대학에진학하는현실에서그들이주로대기업이나공공부문에만취업하려고하는데이로인해대기업과는달리중소기업에서는구직난을겪고있는현상이발생한다. 결국고학력을소유한개인이중소기업에종사하도록유도하여자연스럽게중소기업종사자의임금이올라가도록하는시장친화적인정책이필요하다. 이런정책에는학교나지역에서중소기업과연계된직장구직 (Job-Seeking) 프로그램을활성화하여대학을졸업한인력이중소기업을회피하지않도록하는정책이필요하다.

25 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 25 궁극적으로는노동시장에서개인이속한기업체에따라임금이결정되는것이아니라개인의성과에따라임금이결정되는체계로의전환이필요하다. 근로자의생산성을초과하는고임금이나, 생산성을하회하는저임금모두노동시장의효율성을저하시키는요인이다. 따라서장기적으로는개인의임금수준이개인의노동생산성에연동되도록하는전반적인임금체계의변화가필요하다. 참고문헌 김대모 유경준. 기업규모간임금격차의원인과과제 - 모기업과협력업체의실태를중심으로 -. 노동경제논집 19 (1) (1996): 1~27. 박훤구. 기업규모별( 企業規模別 ) 임금격차분석 ( 賃金隔差分析 ). 한국개발연구 3 (4) (1981): 44~63. 원종학 김형준. 규모별임금격차와실업. 한국노동경제학회발표논문, 허식. 경기변동에따른기업규모간임금격차. 응용경제 3 (1) (2001): 5~ 21. 황호영. 기업규모별임금격차요인 ( 賃金隔差要因 ) 에관한연구. 산업관계연구 6 (1996): 391~417. Brown, C. & J. Medoff(1989). The Employer Size Wage Effect. Journal of Political Economy. 1983, pp.1027~1059. Eaton, B.C. & White, W.D. The Economy of High Wages: An agency problem. Economica 50 (1983): 175~181. Evans, David. & Leighton, Linda. Why Do Smaller Firms Pay Less? Journal of Human Resources 24 (2) (1989): 299~318. Freeman, Richard. & Medoff, James. The Impact of the Percentage Organized on Union and Nonunion Wage. Review of Economics and Statistics 63 (1981): 561~572.

26 26 노동정책연구 2009 년제 9 권제 3 호 Hamermesh, Daniel. Commentary. In The Economics of Firm Size, Market Structure, and Social Performance. edited by John J. Siegfried, Washington, Mellow, Wesley. Employer Size and Wages. Review of Economics and Statistics 64 (1992): 495~501. Oi, Walter. The Fixed Employment Costs of Specialized Labor. In The Measurement of Labor Cost. edited by Jack E. Triplett, Chicago, Oi & Idson. Firm Size and Wages. In The Handbook of Labor Economics. Vol 3B, Rosen, S. Trade Union Power, Threat Effects, and the Extent of Organization. Review of Economic Studies 36 (1969): 185~196. Schaffner, J.A. Premiums to Employment in Larger Establishments: Evidence from Peru. Working Paper, Stafford, Frank. Firm Size, Workplace Public Goods, and Worker Welfare. In The Economics of Firm Size, Market Structure, and Social Performance. edited by John J. Siegfried, Washington, Winter-Ebmer, Rudolf & Zweimuller, Josef. Firm-Size Wage Differentials in Switzerland: Evidence from Job-Changers. American Economic Review 89 (2) (1999): 89~93.

27 패널자료를이용한기업규모간임금격차분석 ( 조동훈 ) 27 abstract Panel Analysis of Firm-Size Wage Differentials in Korea Donghun Cho This papers examines firm-size wage differentials in Korea using Korea Labor and Income Panel Study (KLIPS). Using the panel data, the fixed-effect models is able to control for the correlation between the unobserved workers's characteristics and their choices of firms. Based on panel analysis, the estimated wage differential across firm sizes are shown to be reduced from 20% to 70% compared to results from the cross-sectional estimation. This shows that there was a substantial upward-bias in the cross-sectional estimation. Keywords : fixed-effect models, firm-size wage differentials