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3 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 한국노동연구원

4 편집위원 위원장 : 안주엽 ( 한국노동연구원 ) 위원 : 길현종 ( 한국노동연구원 ) 김기선 ( 한국노동연구원 ) 김우영 ( 공주대학교 ) 김찬중 ( 충북대학교 ) 문무기 ( 경북대학교 ) 박귀천 ( 이화여자대학교 ) 박은정 ( 인제대학교 ) 서정희 ( 군산대학교 ) 안태현 ( 서강대학교 ) 윤자영 ( 한국노동연구원 ) 이정희 ( 한국노동연구원 ) 진숙경 (( 재 ) 경기도교육연구원 ) 홍민기 ( 한국노동연구원 ) 본학술지에발표되는논문의내용은집필자의개인의견이며한국노동연구원의공식견해가아님을밝혀둔다. 기고에대한문의 세종특별자치시시청대로 370 세종국책연구단지경제정책동한국노동연구원이승주연구원전화 : (044) FAX : (044) 이메일 : jlp@kli.re.kr 노동정책연구 ( 제16권제2호 ) 편집 : 노동정책연구편집위원회 / 발행 : 한국노동연구원 / 발행인 : 방하남 / 편집인 : 안주엽 / 인쇄인 : 도서출판창보김덕영 / 발행일 : 2016 년 6월 30일 / 등록일 : 2001 년 7월 2일 / 등록번호 : 세종바00011 / 주소 : 세종특별자치시시청대로 370 세종국책연구단지경제정책동 / 전화 : (044) Fax : (044) / 인터넷 :

5 목차 2016 년제 16 권제 2 호 연구논문 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 : 상대적임금수준의조절효과를중심으로 옥지호 1 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 최기성 33 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에 미치는영향 김재원 유규창 65 역할급의이론적검토와시사점 박우성 이병하 93

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7 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 1 노동정책연구 1) 제16권제2 호 pp.1~32 한국노동연구원 연구논문 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 : 상대적임금수준의조절효과를중심으로 * 옥지호 ** 본연구는기업의보상정책중개인의성과에따라임금을차등적으로인상하는차등적임금인상제도가조직성과인사업체의노동생산성에미치는영향을규명하고자하였다. 이를위해먼저임금인상의차등폭이노동생산성에미치는직접효과에대한역 U자형의비선형관계를가정하고이를가설화하였다. 추가적으로, 해당사업체의상대적임금수준에따라임금인상의차등폭이미치는효과는달라질것으로예측하여, 상대적임금수준에따른상대적효과를경계조건으로고려하였다. 한국노동연구원의사업체패널 1~5차자료를통합한 321개사업체 (510개관측치 ) 패널데이터를대상으로분석한결과, 차등적임금인상폭이증가할수록노동생산성은증가하지만, 16.6% 를변곡점으로이보다큰폭의차등적임금인상은노동생산성에부정적인영향을주는것으로나타났다. 또한이러한관계는상대적보상수준에의해조절되어, 산업평균대비보상수준이낮은경우에는긍정적인효과가강화되었지만, 산업평균대비보상수준이높은경우에는부정적인효과가강화됨이나타났다. 핵심용어 : 차등적임금인상, 상대적임금수준, 노동생산성, 사업체패널조사 논문접수일 : 2016 년 2 월 1 일, 심사의뢰일 : 2016 년 3 월 18 일, 심사완료일 : 2016 년 5 월 9 일 * 본연구는한국노동연구원이주관한 제 8 회사업체패널학술대회 (2015 년 12 월 18 일 ) 에서발표된논문을토대로수정 보완되어작성되었다. 논문의발전을위해제언을아끼지않으신상명대학교김기태교수님과중앙대학교이병훈교수님, 그리고익명으로심사를진행해주신두분께깊은감사를표한다. ** 고려대학교경영학과박사수료 (ch.ok.korea@gmail.com)

8 2 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 I. 서론 조직구성원에게제공되는더많은금전적보상 (financial compensation) 이더많은성과로귀결되는지에대해지난수십년간많은학자들의다양한찬반양론이대립해왔다 (Rynes & Gerhart, 2000). 금전적보상의제한된효과를주장하는학자들은근로에대한동기가반드시더많은재화로부터비롯되는것이아니기때문에, 금전적보상에지나치게의존하는것을경계해야함을강조한다 (Kohn, 1993; Pfeffer, 1998). 반면금전적보상의효과성을주장하는학자들은금전적보상만큼인간에게강하게동기를부여하는재화가존재하지않기때문에금전적보상을더욱적극적으로활용해야한다고강조한다 (Eisenberger & Cameron, 1996; Locke, Feren, McCaleb, Shaw, & Denny, 1980). 1990년대말에주로진행되었던금전적보상에대한쟁론적논의는, 금전적보상의제한된효과를지지하는쪽으로무게축이기울며일단락되는양상이었다. 여기에는금전적보상이근로자의외재적동기 (extrinsic motivation) 를강화할수는있으나, 근로를통해얻을수있는만족, 보람등내재적동기 (intrinsic motivation) 를감소시키는부작용이존재한다는주장이힘을실어주었기때문이다. 이러한근거의뒷받침이되는자기결정이론 (Self Determination Theory) 에따르면, 근로자의자발적참여를유도하기위해서는내재적동기를이끌어내는것이더욱중요하기때문에, 내재적동기를감소시키는외재적보상의활용은제한되어야함이강조되었다 (Deci & Ryan, 1985). 기부를할때마다보상이주어지면일시적으로기부액이증가되나보상이사라지면이전보다기부액이감소하였다는결과나, 보육시설에아이를맡긴부모들에게지각할때마다소액의벌금을물게했더니오히려벌금을내며지각을하는경우가늘어났다는실험연구의결과들이이러한주장을강하게뒷받침하였다 (Gneezy, Meier, & Rey-Biel, 2011). 그런데최근금전적보상의효과성을강조하는측의주장이다시금힘을얻고있는데, 그배경에는오랜기간금전적보상의한계로알려진사실-금전적

9 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 3 보상이외재적동기에는긍정적인영향을주지만, 내재적동기에는부정적인영향을줄수있음 (Deci, 1972; Ryan & Deci, 2000)-이반드시옳다고볼수없다는근거가제시되고있기때문이다. 그동안진행된실험연구와질적연구, 양적연구들을토대로진행된메타연구등을종합한결과, 그간알려진바와달리금전적보상은내재적동기를줄이지않으면서도개인및조직성과에긍정적인영향을줄수있는것에대한가능성이제시됨이발견됨에따라금전적보상제도가개인및조직성과에미치는영향에대한추가적인연구를필요로하는상황이다 (Cerasoli, Nicklin, & Ford, 2014; Fang & Gerhart, 2012; Giles, Roboalino, McColl, Sniehotta, & Adams, 2014; Shaw & Gupta, 2015). 이에본연구에서는금전적보상제도중개인의성과에따라임금을차등적으로인상하는차등적임금인상제도가조직성과에미치는영향을규명하고이에대한실증분석을진행하는것을목적으로한다. 차등적임금인상제도란, 기업이구성원에게제공하는대표적인금전적보상제도의일환으로서, 특정해의개인성과를기준으로다음해의임금인상률을차등적으로적용하는제도이다. 국내의기업들에서도차등적임금인상제도를도입하는사례가점차늘어나고있지만 ( 이투데이, 2016), 국내의표본을대상으로차등적임금인상제도의효과를다룬실증연구가드물어관련연구의필요성이제기되고있다. 국내의선행연구에서는조직내연봉수준의차등수준이개인의보상수준만족에미치는영향을분석한선행연구는있었으나 ( 김동배 김기태, 2008), 차등적임금인상이조직수준의성과에미치는영향을규명하려는시도는아직까지진행되지못하였다. 한편차등적임금인상이유발하는동기가조직구성원들에게어떤영향을미치는지에대해서도추가연구를필요로한다. 즉, 금전적보상과같은외재적보상은많이제공될수록효과적인것인지, 아니면충분한수준에서제공되면그이상은동기를유발할수없는것인지효과에대한추가적인논의가진행되어야한다. 특히, 이를이론적 방법론적으로면밀히규명하기위해서는개별기업의특수성이반영된종단면적연구가진행되어야한다. 이러한기존연구의한계를극복하기위하여본연구에서는한국노동연구원의사업체패널조사자료를활용하여차등적임금인상이노동생산성에미치는영향과경계조건 (boundary condition) 으로서임금수준의효과를검증하고자하였다.

10 4 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 Ⅱ. 문헌연구 1. 조직내임금격차에대한연구현황 경영학의인적자원관리분야중성과급 (pay for performance) 을통한금전적보상은실무에서고용인과피고용인간의관계에서가장중요하게다뤄지는사항임에도불구하고, 이에대한연구는활발하게진행되지못하고있는현실이다 (Gupta & Shaw, 2014; Shaw, Gupta, & Delery, 2002). 2000년대이전연구들중성과급이성과에미치는영향을다룬메타연구는이전의 40년동안연구결과를종합했음에도불구하고이에해당되는실증연구는 39건에불과했다 (Jenkins, Mitra, Gupta, & Shaw, 1998). 2000년대에들어서도이러한경향은계속되었는데, 미국의인사조직분야대표적인경영학회인 Academy of Management, Society for Industrial and Organizational Psychology 등의정기학술대회발표논문중보상정책 (compensation policy) 에관련된연구는보기드물었으며, SSCI 등재지인 Personnel Psychology의경우 2003년부터 2007년까지게재된 111건의연구중보상에관련된연구는두건에불과하였다. 또한같은기간 Journal of Applied Psychology에게재된 457건의연구중보상에관련된연구는일곱건에불과한것으로보고되고있다 (Gupta & Shaw, 2014). 금전적보상에대한실증연구가부족한현상은국내연구에서도유사하게관찰된다. 국내인사조직분야학술지에서 2000년대이후보상에관해다룬연구는 인사조직연구 ( 한국인사조직학회 ) 의경우게재논문 353편중에서 10건에불과했으며, 동일기간 조직과인사관리연구 ( 한국인사관리학회 ) 의경우 370 편중 5건에불과하여국내역시관련선행연구가부족함을보여주고있다. 특히금전적보상에관련된국내의연구는보상관리제도의현황을토대로개선방안을제시하거나새로운임금제도를소개하는등, 개념적연구가높은비중을차지하고있어보상제도의효과성을실증적으로다루고자했던시도는많이진행되지못하였다 ( 이상민 유규창 박우성, 2010). 또한대부분의선행연구는

11 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 5 보상제도가개인성과-조직몰입, 공정성인식등의태도및행동-에미치는영향을규명하고있어, 조직수준의성과에미치는영향을실증적으로다루는시도는많지않은현실이다 ( 김동배 김기태, 2008). 2. 임금격차의상대성에의한효과 금전적보상에대한연구가조직수준에서다뤄지는것이중요한이유는, 임금과같은금전적보상은단지절대적인값자체만의미있는것이아니라, 그것이조직내외의다른사람들과비교할때의상대적인수준이어느정도인가에따라그효과성이달라질수있기때문이다 (Gupta, Conroy, & Delery, 2012). 즉, 임금은그자체의절대적인수준뿐아니라다른사람과비교했을때의상대적인수준이중요한의미를갖는다. 미국에서진행된한실험연구에의하면, 조직의구성원들은자신이받는임금을주로조직내부의타인과비교하는것으로나타났다 (Romanoff, Boehm, & Benson, 1986). 이처럼조직내부의구성원간에발생하는임금에관련된논의를내부공정성 (internal equity) 논의라하는데 (Tang, Luk, & Chiu, 2000), 주로다루는논제는동일조직에속한사람들간에받는임금의격차에관한것이다. 조직내부의구성원들에게제공되는임금은직원간의임금격차가작은평등적 (egalitarian) 또는압축된 (compressed) 구조를갖거나, 직원간의임금격차가큰폭넓은 (dispersed) 또는계층적 (hierarchical) 구조를갖게된다 (Bloom, 1999; Brown, Sturman, & Simmering, 2003). 임금격차에대한실증적접근을시도한선행연구들은주로임금격차가작을때와클때의차이를비교하여개인의성과와팀의성과를분석해왔다. 특히선행연구들은임금에대한정보의접근성이높다는장점때문인지주로연봉정보가공개되는프로스포츠산업의선수들또는이사진, 임원등의경영진을대상으로임금과개인성과, 조직성과의관계를규명해왔다. 프로스포츠산업을대상으로실증적접근을시도한연구들은개인또는팀의연봉수준과팀내의연봉격차등이개인또는팀의성과 ( 성적 ) 에어떤영향을미치는지를분석함으로써연봉과성과의관계를검증해왔다 (Becker & Huselid, 1992; Bloom,

12 6 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 1999; Ehrenber & Bognanno, 1990; Frick, Prinz, & Winkelmann, 2003; Sommers, 1998). 한편, 경영진을대상으로실증적접근을시도한연구들은경영진또는 CEO의임금격차가성과에미치는영향또는경영진의임금에대한결정변수등을제시하는방향으로전개되어왔다 (Conyon & Peck, 1998; Conyon, Peck, & Sadler, 2001; Henderson & Fredrickson, 1996). 하지만매해의성적에따라짧게는 1년, 길어야 3~4년마다개개인의연봉 ( 임금 ) 이결정되는프로스포츠팀이나경영진과달리, 기업의대다수를구성하는비경영진 (non-executives) 에해당되는일반조직구성원들은직무, 연공, 성과등의다양한기준에따라설계된임금테이블을기반으로체계적인보상이결정된다는점에서차이가있다. 조직구성원에게적용되는임금격차에대한논의는크게수평적임금격차 (horizontal dispersion) 와수직적임금격차 (vertical dispersion) 로구분될수있다 (Yang & Klaas, 2011). 수평적임금격차는동일직급의종업원간에발생하는임금의차이를의미하는것으로서주로성과를기반으로한인센티브, 차등적임금인상을통해격차가늘어나게된다. 수직적임금격차는조직의위계구조내에서상하직급간의임금차이를의미하는것으로서직무또는연공기반보상제도를도입한기업에서격차가늘어날수있다. 이중에서본연구는수평적임금격차를초점을맞춰논의를전개하되, 이와연관된차등적임금인상제도에주목하여차등적인임금인상이조직성과에미치는효과와이에대한경계조건을규명하고자하였다. Ⅲ. 연구가설설정 차등적임금인상제도 (merit pay program) 는조직내종업원개인이창출한성과를기반으로다음해의임금인상률을차등적으로결정하는제도로서, 해당종업원의기본급에누적해서적용됨으로써과거의기여에대한보상과함께미래의성취에대한동기부여를동시에제공하는보상제도이다 (Gerhart & Fang, 2014; Scott, Somersan, & Repsold, 2015). 차등적임금인상제도와반대되는제도는기본급의동률인상제도 (general pay increase) 를들수있는데, 물가상

13 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 7 승률을기반으로모든조직구성원에게동일하게임금을인상시켜주는방식을의미한다. 즉, 종업원이업무에몰두할수있도록기본적인수준에서임금이인상되는동률인상방식과달리, 차등적임금인상제도는종업원개개인의기본급을성과와연동시켜차등적으로제공함으로써개개인의분발을촉구하여성과달성을유도하는방식이다. 그렇다면차등적임금인상률의적용은조직에게긍정적으로작용하는가, 아니면부정적으로작용하는가? 본연구에서는긍정적예측과부정적예측을모두고려하여차등적임금인상과노동생산성간의역 U자형관계를규명하고자한다. 구체적으로, 적정한수준의차등적임금인상은조직의생산성에긍정적인영향을줄수있지만, 지나치게높은수준에서제공되는차등적임금인상은조직에오히려부정적인영향을줄수있을것으로예상되는데, 이에대한논거를정리하면다음과같다. 1. 차등적임금인상과노동생산성의역 U 자형관계 차등적임금인상과조직성과의긍정적인관계를설명하는이론은토너먼트이론 (tournament theory) 에의해설명될수있다 ( 김경묵, 2005; Connelly, Tihanyi, Crook, & Gangloff, 2014). 토너먼트이론은조직내개개인의업무수행에대한투입량과산출량을정확히측정하여보상할수없으므로상대적인평가및보상을통해각개인의산출량을최대화할수있음을설명하는이론이다. 즉, 조직입장에서는조직구성원개개인의조직에대한기여도를절대적으로측정하여이를보상과연동시키는것이사실상불가능하기때문에, 조직구성원간의상대적인기여도를토대로보상을제공하게된다. 즉, 상대적인기여도가높은조직구성원에게는다른구성원에비해파격적으로높은임금인상을실시하는반면, 상대적인기여도가낮은조직구성원에게는임금을동결시키거나심지어는임금을인하함으로써각구성원의동기를관리하는방식이다. 토너먼트이론에의하면조직구성원들은제한된보상을차지하기위해경쟁형태의토너먼트경기를펼치게되는데, 개인간의경쟁으로인해각구성원들이창출하는성과가향상되므로조직입장에서는제한된보상으로더많은성

14 8 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 과를유도하는 토너먼트효과 를향유할수있게된다 (Bloom, 1999, Heyman, 2005). 그외에도토너먼트효과는부하직원에대한직접적인감시를하지않더라도-구성원들스스로경쟁에서이기기위해성과를향상시키려고경주하므로- 구성원들이업무에몰두하도록유도할수있어관리비용을줄일수있는장점이있다. 즉, 조직의목표 ( 성과창출 ) 와일치하지않는태업이나나태한행동, 반사회적행동을할경우보상에서불이익을받을수있기때문에, 조직입장에서는구성원들스스로기회주의적인행동을줄이고조직의목표에기여하도록유도할수있다 (Jensen & Meckling, 1976). 따라서차등적임금의인상폭을늘릴수록조직구성원들은더많은보상을받기위해경쟁의강도를높이게될것이고이는결국조직전체의생산성을높이는결과로이어질수있을것으로예상된다. 차등적임금인상을앞서서도입한미국에서는 1960~1970년대부터기본급의동률인상제도를적용하던조직들의약 80~90% 가차등적임금인상제도로임금구조를개편하면서차등적임금인상제도가폭넓게활용되기시작하였다 (Scott et al., 2015: 7). 이는차등적임금인상제도가동률인상제도에비할때갖는몇가지장점들때문인데, 이를테면, 종업원들의성과를임금과연동시킴으로써종업원들이더높은수준의성과를창출할수있도록동기부여를할수있고, 고성과자에게파격적인대우를제시함으로써오래도록조직에잔존할수있도록해주며, 저성과자들에게임금동결및낮은수준의인상안을제시함으로써스스로태도와행동을바꾸거나자발적인이직을유도할수있기때문이다 (Scott et al., 2015). 하지만선행연구들은차등적임금인상을과도하게높일경우부작용이나타날가능성도존재함을주장하는데, 그이유는다음과같다. 첫째, 지나친경쟁으로구성원간의협력및팀워크가저하될수있기때문이다. 특히, 혁신과창의성이강조되는오늘날의기업은효과적인인적자원관리를통해구성원간의협력과조정, 지식공유가일어나도록유도하는것이중요하다 (Collins & Smith, 2006). 따라서조직입장에서는구성원들이적극적으로협력하고자신의노하우, 지식을공유할수있도록유도해야하는데, 차등적임금인상을과도하게유지할경우구성원들간의상호작용에부정적인영향을줄수있다.

15 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 9 둘째, 개인성과위주의차등적임금인상을과도하게활용할경우종업원들은성과와직결되지않는업무에대해소극적으로임하게된다. 경제활동이시장원리에의해개인간의경쟁으로이루어지는것에비교할때조직이갖는상대적우위중기업내조정과관리를통해개인의기회주의적행위 (opportunism) 를제한할수있다는것이다 (Conner & Prahalad, 1996). 즉구성원들은조직에소속된이상자신의업무와무관하거나자신의이해관계에직접적으로도움이되지않는업무라하더라도이를수행하도록요구받는데, 차등적임금인상이강한조직에서는이러한업무를구성원들이기피하려는경향이심화될수있다. 결국지나친차등적임금인상적용은구성원들의기회주의적인행동들-이를테면, 공동업무기피, 제한된시민행동, 지식및노하우공유의회피-등으로인해조직의운영에위해를가할우려가있다. 결과적으로차등적임금인상은노동생산성에긍정적인영향을끼치게되지만, 임금인상의차등폭이과도한수준으로높아지게되면이는오히려조직의성과에부정적인영향을끼칠것으로예상된다. 지금까지의논의를토대로차등적임금인상률과노동생산성의관계를가설로도출하면다음과같다. 가설 1 : 차등적임금인상과노동생산성의관계는역 U자형관계를가질것이다. 구체적으로, 차등적임금인상의인상폭이증가할수록노동생산성은증가하지만, 특정수준을넘어서면차등적임금의인상폭이증가할수록노동생산성은감소할것이다. 2. 상대적임금수준의조절효과 그렇다면차등적임금인상과노동생산성의역 U자형관계는어느조직에서나동일하게적용될수있을까? 본연구에서는해당사업체에서제공되는임금의상대적수준에따라이러한효과가달라질것으로예측하는데, 동기부여이론인이요인이론 (Two-Factor Theory : Herzberg, Mausner, & Snyderman, 1967) 을바탕으로다음과같이논의를전개하였다. 이요인이론은동기위생이론 (Motivation-Hygiene Theory) 이라고도불리는데, 인간의욕구를만족과불만족의일차원적양극단 (unidimensional continuum)

16 10 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 으로설명한기존이론의한계를극복하여, 만족을결정짓는요인 ( 동기요인 ) 과불만족을결정짓는요인 ( 위생요인 ) 의독립적인두가지차원 (independent continuum) 으로인간의동기를설명하는이론이다 (Herzberg et al., 1967). 이요인이론을제창한 Frederick Herzberg에의하면, 동기요인이충족될수록만족은증가하나, 충족되지않는다고해서만족이감소하지는않게된다. 반면위생요인이충족될수록불만족은줄어들지만, 충족되지않는다고해서불만족이증가하지는않게된다. 이요인이론이제기된초기에는금전적보상을대표적인위생요인으로꼽고있으나 (Herzberg et al., 1967; Deci, 1972), 이후의연구들에서는보상이갖는여러가지상징적의미들로인해금전적보상이어떤요인인지는맥락에따라달라질수있음이제기되었다 ( 이학종 박헌준, 2004; Tang, 1992). 즉, 임금자체는동기요인또는위생요인중어느하나로단정지을수는없으며, 임금이지급되는제도, 맥락, 환경등을종합적으로고려하는것이적절하다 ( 이학종 박헌준, 2004; McLean, Smits, & Tanner, 1996; Tang, 1992). 예를들어, 수백명의정보시스템전문가를대상으로다년간추적관찰하여연구를진행한 McLean과그의연구진에따르면, 경력초기단계의종업원들에게업계평균보다높은수준으로제공되는임금은동기요인으로작용되지만, 경력과임금이올라갈수록이러한효과는점차약해져, 더많이제공되더라도한계효과가줄어드는위생요인으로성격이변화하게된다 (McLean et al., 1996). 이에본연구에서는차등적임금인상에의해제기되는금전적보상의효과는금전적보상이위생요인인상황인지아니면만족요인인상황인지에따라달라질수있으므로, 그상황적요인으로서상대적임금수준 (pay competitiveness) 을고려하여논의를전개하고자한다 (Conroy, Gupta, Shaw, & Park, 2014). 즉, 금전적보상이충분한수준에서제공되고있는지에따라차등적임금인상의효과성이다른양상으로나타날가능성이있다. 먼저, 상대적임금수준이높으면경쟁을통한임금의차등적인상은위생요인으로작용할가능성이있기때문에, 차등적임금인상제도가성과에미치는긍정적인영향은약화될것이다. 조직의상대적임금수준이높은상황의구성원들은일반적으로자신의조직에대한만족도가높으며조직을이탈할가능성이낮은경향이있다 (Brown et al.,

17 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) ). 이상황에서임금의차등적인상폭이지나치게증가하더라도, 높은수준의사업체의평균임금때문에차등적인상은구성원들에게그다지동기를제공할수없게될수있다. 이미평균임금을통해제공되는보상이높은수준이기때문에굳이구성원들간에경쟁을해서더많은보상을얻을필요가없기때문이다 (McLean et al., 1996). 결국상대적임금수준이높은조직에서의차등적인상폭의증가는구성원들의동기를자극할만한매력도가떨어지기때문에차등적임금인상의긍정적인효과는상대적임금수준이높은상황에서상당부분제한될것이다 (Bareket-Bojmel, Hochman, & Ariely, 2014). 반면평균적인임금수준이낮은사업체의구성원들은차등적임금인상제도로제공되는차별적보상의유인효과가더욱크기때문에조직의성과에긍정적인영향을줄것으로예측된다. 평균적으로상대적임금수준이낮은조직의구성원들은조직으로부터제공되는임금이충분하지않기때문에금전적보상으로인한한계효과가더높은편이다 (Folger & Konovsky, 1989). 따라서상대적임금수준이낮은상황에서는개인성과를기반으로차등적인보상이제공될경우, 구성원들이임금상승분의누적에대한기대로인해경쟁에대한동기가유발될것이고이는결국토너먼트효과에의해조직의성과에긍정적인영향을주게될것이다 ( 김동배 김기태, 2008). 즉, 평균적인임금수준이낮은상황에서금전적보상은구성원들에게동기요인으로작용하여, 더많은임금을얻기위한구성원들의동기를효과적으로유발하게될것이다. 이러한예측을반영하듯, 한국노동연구원의 보상체계에관한근로자인식조사 에응답한근로자 513명을토대로실증분석을진행한김동배 김기태 (2008) 의연구에따르면, 조직내임금수준의상대적서열인보상지위가낮은종업원들의경우연봉의차등지급률이증가할수록개인이인식하는보상에대한만족도가증가하는것으로나타났다. 결과적으로, 차등적임금인상과노동생산성의역 U자형비선형관계는조직의상대적임금수준에따라달라질것으로예측된다. 구체적으로, 조직의상대적임금수준이낮은경우에는차등적임금인상의긍정적효과가강화되지만, 상대적임금수준이높은경우에는차등적임금인상의부정적효과가강화될것으로예측된다. 지금까지의논의를토대로차등적임금인상과조직성과간의

18 12 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 역 U자형관계에대한상대적임금수준의조절효과를가설로도출하면다음과같다. 가설 2 : 상대적임금수준은차등적임금인상과노동생산성의역 U자형관계를조절할것이다. 구체적으로, 상대적임금수준이낮을경우차등적임금인상이조직성과에미치는긍정적인영향은더욱강화될것이다. 반면상대적임금수준이높을경우차등적임금인상이조직성과에미치는부정적인영향이더욱강화될것이다. Ⅳ. 분석방법론 1. 자료및표본 본연구에서는실증분석을위해한국노동연구원이조사한 사업체패널조사 (Workplace Panel Survey) 자료를활용하였다. 사업체패널조사는 2005년부터격년단위로조사가진행되고있는패널자료로서, 사업장수준 (workplace level) 을분석수준으로한다. 사업체패널조사에포함되는항목은개별사업장에대한일반적인사항, 고용인원의규모및특성, 재무정보, 고용관리, 보상및평가등의인적자원관리및인적자원개발, 기업복지및산업재해, 노사관계, 작업장혁신등인력관리에관련해서사업장에서실시하고있는다양한분야에대한조사를포괄하고있는것이특징적이다. 특히사업체패널조사는조사의타당성을높이기위해한사업체당각분야를전문으로하는여러응답자에게설문을실시하는것이특징적이다. 예를들어, 인적자원관리제도에관련된내용은인사담당자, 노사관련사항은노동조합 ( 또는노사협의회 ) 대표로부터조사를실시하는등각사업장의여러전문가로부터정보를획득하는다중원천 (multi source) 방식을채택하고있는것이특징적이다. 본연구에서는사업체패널조사자료의표본중사업체의독립적인재무정보가식별가능한제조업사업체를대상으로 2005년, 2007년, 2009년, 2011년, 2013년의다섯개시점을통합한패널자료를구축하여분석을진행하였다. 독

19 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 13 립적인재무정보가식별가능한사업체는단독사업장 ( 하나의기업이하나의사업장으로구성되어있는경우 ) 과다수사업장 ( 하나의기업이여러사업장으로구성되어있는경우 ) 을포괄하는데, 다수사업장중에서사업장수준이아닌기업체수준의재무정보를보고한사업체는분석에서제외되었다. 사업체패널조사자료에서위의조건을충족하는제조업표본수는 873개인데, 이중에서재무정보의회계기간이불일치하는 126개사업체를추가로제외하였다. 남은 747 개사업체중에서차등적임금인상을실시하지않는다고응답한 411개사업체와, 분석에활용된주요변수들이결측된표본들을추가로제외한결과, 최종적으로 321개사업체의 510개관측치가분석에활용되었다. 표본선택편의 (sample selection bias) 발생여부를확인하기위해차등적임금인상을실시하는사업체와그렇지않은사업체간에성과변수의차이가있는지를검증한결과, 노동생산성, 총자산이익률, 자기자본이익률등의차이가통계적으로유의하지않은것으로나타났다. 2. 변수측정 가. 결과변수 : 노동생산성본연구의결과변수인조직성과는사업체의노동생산성으로측정하였다. 노동생산성은인적자원관리에서주로다루어지는결과변수로서 (Chadwick, Way, Kerr, & Thacker, 2013; Datta, Guthrie, & Wright, 2005), 개별조직에소속된종업원일인당창출한매출액의비율을의미한다. 구체적으로, 본연구에서는노동생산성을측정하기위해각측정시점의연말시점기준의사업체매출액을종업원의연간평균수로나눈값을로그치환하여변수화하였다. 나. 원인변수 : 차등적임금인상원인변수인차등적임금인상은각사업체에적용되는임금인상차등폭을바탕으로측정되었다. 사업체패널조사에서는각사업체에대해관리자급 ( 과장급이상 ) 과사원급각각에대해임금인상차등폭을조사하여측정하고있다. 측정

20 14 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 문항은 사원급 [ 관리자급 ( 과장급이상 )] 의경우, 직급, 업무, 근속등다른조건이동일할경우최상위점수와최하위점수간임금인상차등폭은어느정도입니까 ( 문항번호 C113, C110) 의두문항을활용하였으며, 사원급에대한임금인상차등폭과관리자급 ( 과장급이상 ) 에대한임금인상차등폭의평균을계산하여사업체의차등적임금인상의차등폭으로활용하였다. 여기서차등폭이란, 동일직급내에서가장높은평가자와가장낮은평가자간의연봉의차등인상률을의미하는데, 가장높은평가자가연봉을 5% 인상하고, 가장낮은평가자가연봉을 5% 인하할경우, 차등폭은 10% 가된다. 또는가장높은평가자의연봉이 10% 인상되고, 가장낮은평가자의연봉이동결될경우, 차등폭은마찬가지로 10% 가된다. 다. 조절변수 : 상대적임금수준조절변수인상대적임금수준은인사담당자가주관적으로응답한단일문항을사용하였다. 임금수준을측정하는방법은각기업의실질임금을평균낸후각산업의평균치대비어느정도수준인지를측정하는방법이있으나, 이러한방법은다음과같은한계를갖는다. 첫째, 동일산업이라하더라도각직군별로임금수준이상이할수있어평균치를내는것이큰의미가없을수있다. 둘째, 임금체계는각종수당및상여금등기업별로상이하기때문에각기업을대표할수있는절대임금수준을측정하는것에는한계가있다. 셋째, 우리나라에서는각기업별또는직군별연봉수준을비공개로유지하는경우가대부분이므로정보의접근성에있어한계가존재한다. 이와같은한계를반영하여본연구에서는각사업장의인사담당자의주관적응답을토대로상대적임금수준을측정하였다. 구체적으로 국내동종업계의평균임금수준과비교할때귀사업장의임금수준은어떠합니까 ( 문항번호 C404) 문항을사용하였으며, 이에대한응답은리커트 5점척도로측정되었다 (1= 동종업계평균에비하여매우낮다, 2= 동종업계평균에비하여낮은편이다, 3= 동종업계와비슷하다, 4= 동종업계평균에비하여높은편이다, 5= 동종업계평균에비하여매우높다 ).

21 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 15 라. 통제변수본연구에서는결과변수인노동생산성에영향을미칠수있는다양한통제변수들 ( 조직연령, 조직규모, 자본집약도, 과거성과, 매출성장률, 성과평가제도, 노사관계등 ) 을분석에반영하였다. 조직연령은각사업체의설립연도로부터측정시점까지의차이를계산하여통제하였다. 조직규모는각사업체에소속된종업원의규모를로그치환하여분석에활용하였다. 자본집약도는기업의생산설비및구조에따른특성을통제하기위한것으로서, 각측정시점의연초를기준으로매출액대비유형자산의비율을로그치환하여통제하였다. 과거성과는설문지의과거성과에대한인식을토대로측정하였는데, 작년기준으로동종업체평균과비교해서귀사업장의재무적성과는어떠합니까 ( 문항번호 A304) 에대한리커트 5점척도응답을토대로측정하였다. 매출성장률은각사업체의매출증가율을통제하였는데, 연초매출액대비연말매출액의증감을비율로계산하여통제하였다. 성과평가제도는평가제도의공정성에따라차등적임금인상의효과가달라질수있으므로이를통제하기위해반영된변수로서, 다면평가 ( 문항번호 C107), 목표설정방식 (management by objectives)( 문항번호 C108) 제도의활용여부를합산하여통제하였다. 마지막으로노사관계는각사업체의노조측과사업체측의전반적인관계를통제하기위해반영된변수로서, 귀사업장의전반적인노사관계는어떠합니까 ( 문항번호 A310) 변수를활용하여통제하였다. 그밖에패널조사시해당관측치가조사된시점의특성을반영한연도더미와, 각사업체가소속된산업 (KSIC 2자리기준 ) 을반영한산업더미를각각더미변수로삽입하여통제하였다. V. 분석결과 1. 기초통계분석및상관관계분석 본연구에활용된주요변수들의평균, 표준편차등기초통계량을정리한결

22 16 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 과는 < 표 1> 과같다. < 표 1> 에서볼수있듯이, 노동생산성은차등적임금인상 (r=.134, p<.10), 상대적임금수준 (r=.106, p<.05), 조직연령 (r=.165, p<.01), 조직규모 (r=.286, p<.001), 자본집약도 (r=-.233, p<.001), 매출성장률 (r=.173, p<.001) 등대부분의변수들과통계적으로유의한상관관계를갖는것으로나타났다. 본연구의원인변수인차등적임금인상의경우, 전체표본의평균은.109로, 분석에활용된사업체들은평균적으로약 ±5.4% 의폭으로차등적인임금인상을적용하는것으로나타났다. < 표 1> 기초통계분석및상관관계분석결과 1. 노동생산성 차등적임금인상.13** 상대적임금수준.10* 조직연령.16** 조직규모.28***.10*.05.24*** 자본집약도 -.23*** 과거성과 *** 매출성장률.17*** **.18*** 성과평가제도 *.10* 노사관계 *** *** 평균 ( 표준편차 ) 전체 (0.81) 2005 년 (0.72) 2007 년 (0.79) 2009 년 (0.95) 2011 년 (0.81) 2013 년 (0.78) 0.10 (0.08) 0.11 (0.09) 0.10 (0.06) 0.10 (0.07) 0.11 (0.11) 0.10 (0.07) 3.01 (0.63) 3.08 (0.68) 2.99 (0.63) 3.03 (0.63) 2.95 (0.64) 3.05 (0.57) (11.89) (9.85) (10.56) (10.54) (12.70) (13.86) 1.55 (0.22) 1.57 (0.21) 1.54 (0.21) 1.56 (0.23) 1.55 (0.22) 1.53 (0.27) 주 :N( 개체수 )=321, N( 관측수 )=510. * p<.05, ** p<.01, *** p<.001( 양측검정 ) (1.10) (0.94) (1.06) (1.29) (1.08) (1.28) 3.22 (0.74) 3.31 (0.76) 3.20 (0.79) 3.25 (0.62) 3.17 (0.75) 3.18 (0.67) 1.13 (0.89) 1.12 (0.40) 1.18 (1.50) 1.08 (0.32) 1.14 (0.48) 1.06 (0.31) 1.12 (0.71) 1.16 (0.69) 1.09 (0.73) 0.98 (0.83) 1.18 (0.72) 1.09 (0.60) 3.87 (0.62) 3.98 (0.62) 3.86 (0.61) 3.80 (0.49) 3.76 (0.69) 3.90 (0.57)

23 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 단계적회귀분석 사업체의노동생산성에차등적임금인상이미치는효과를규명하기위해본연구에서는고정효과모형을반영한일반화최소제곱추정법 (GLS : generalized least squares) 모형을활용한패널회귀분석을통해분석을진행하였다. GLS는일반적인최소자승법 (OLS : ordinary least squares) 분석에비해자기상관성, 이분산성, 내생성등의이슈를극복할수있다는장점이있다 ( 민인식 최필선, 2010). 하우스만검정 (Hausman test) 을진행한결과, 고정효과모형 (fixed effect) 을통해분석을진행하였지만, 강건성검정 (robustness test) 을위해확률효과모형 (random effect) 분석결과도함께제시하였다. 고정효과모형을이용한일반화최소제곱모형의단계적패널회귀분석을진행한결과는 < 표 2> 와같다. 먼저모형 1에서는결과변수인노동생산성에영향을미칠수있는통제변수들을모형에삽입하여분석을진행하였다. 모형 1의분석결과, 조직규모 (b=-1.158, p<.001), 자본집약도 (b=-.290, p<.001), 매출성장률 (b=.486, p<.001) 등의변수가결과변수인노동생산성에통계적으로유의한수준에서영향을미치는것으로나타났다. 이어서 < 표 2> 의모형 2에서는원인변수인차등적임금인상변수와, 차등적임금인상변수의제곱항을추가하여분석을진행하였다. 분석결과, 모형에대한설명력이증가하였을뿐아니라, 차등적임금인상변수의제곱항이부 (-) 의방향으로통계적으로유의한것으로나타났다 (b=-1.848, p<.01). 분석결과를시각적으로확인하기위해분석에서도출된계수들을토대로그래프를도식한결과는 [ 그림 1] 과같다. [ 그림 1] 에서볼수있듯이, 차등적임금인상이증가할수록노동생산성은점차증가하나, 변곡점인 16.6% 을넘어서면서부터차등적임금인상이노동생산성에미치는영향은점차감소하는것으로나타났다. 따라서차등적임금인상이증가할수록노동생산성은증가하지만, 특정수준을넘어서면차등적임금인상이증가할수록노동생산성이감소할것이라는가설 1은지지되는것으로나타났다. 이러한결과는설문응답자가직접응답한주관적지표 ( 문항번호 A305. 작년기준으로동종업체평균과비교해서귀사업장의노동생산성은어떠합니까 ) 를결과변수로상정하여동일한모델을재분석한경

24 18 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 우에도유사한결과가나타나는것을확인할수있었다. < 표 2> 노동생산성에대한단계적패널회귀분석결과 상수 변수 결과변수 : 노동생산성 모형 1 모형 2 모형 3 FE RE FE RE FE RE *** *** *** *** *** *** (1.192) (.291) (1.164) (.294) (1.157) (.295) 연도더미추가됨추가됨추가됨 산업더미 추가됨 추가됨 추가됨 조직연령 ** ** ** (.072) (.004) (.070) (.004) (.069) (.004) 조직규모 *** *** ***.279 (.251) (.162) (.246) (.161) (.243) (.160) 자본집약도 *** *** *** *** *** *** (.039) (.028) (.038) (.028) (.038) (.028) 과거성과 (.027) (.026) (.027).005 (.026) (.026).004 (.026) 매출성장률.486 ***.243 ***.474 ***.244 ***.477 ***.246 *** (.066) (.036) (.064) (.036) (.064) (.036) 성과평가제도.015 (.027) (.026).010 (.026) (.026).018 (.026).001 (.026) 노사관계.068 (.035).067 * (.034).076 * (.034).075 * (.033).069 * (.034).070 * (.033) 상대적임금수준 (.037) (.034) (.036) (.034) (.036) (.034) 차등적임금인상 (.375) (.375) (.432) (.425) ** (.615) (.880) (.855) 차등적임금인상 ** (.609) 차등적임금인상x 상대적임금수준 * (.421) * (.401) F-value *** N/A *** N/A *** N/A chi-square N/A *** N/A *** N/A *** R-square R-square N/A N/A Hausman-test *** *** *** 주 :1) FE는고정효과모형, RE는확률효과모형에의한분석을각각의미함. 2) 표시된값은비표준화회귀계수, 괄호안의값은표준오차를각각의미함. N( 개체수 )=321, N( 관측수 )=510. * p<.05, ** p<.01, *** p<.001( 양측검정 ).

25 [ 그림 1] 차등적임금인상과노동생산성의관계 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 19 다음으로, 차등적임금인상과노동생산성의관계에서상대적임금수준이미치는조절효과를검증하기위해교차항을추가하여분석한결과는 < 표 2> 의모형 3과같다. 모형 2에삽입된변수들에추가적으로차등적임금인상과상대적임금수준의교차항을추가하여분석한결과, 모형에대한설명력이증가하였고, 차등적임금인상과상대적임금수준의교차항이부 (-) 의방향으로통계적으로유의한것으로나타났다 (b=-.909, p<.05). 분석결과를확인하기위해분석에서도출된계수들을토대로상대적임금수준에따른차등적임금인상과노동생산성의관계를그래프로도식한결과는 [ 그림 2] 와같다. [ 그림 2] 에서볼수있듯이, 상대적임금수준이동종업계평균에비하여낮은수준일때는차등적임금인상과노동생산성의관계가정 (+) 의인과관계인것으로나타났지만, 상대적임금수준이동종업계평균에비하여높은수준으로점차증가할수록이러한경향성은점점약해져차등적임금인상과노동생산성의관계는부 (-) 의인과관계가되는것으로나타났다. 구체적으로, 상대적임금수준이낮을때의변곡점은 32.9% 로, 차등적임금인상의인상폭이 32.9% 가되기전까지차등적임금인상과노동생산성의관계는정 (+) 의관계인것으로나타났다. 반면, 상대적임금수준이높을때의변곡점은 -24.2% 로, 차

26 20 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 [ 그림 2] 사업장의임금수준에따른차등적임금인상과노동생산성의관계 등적임금인상이양수인경우차등적임금인상과노동생산성의관계는부 (-) 의관계인것으로나타났다. 따라서상대적임금수준이낮을경우차등적임금인상이조직성과에미치는긍정적인영향은더욱강해지지만, 상대적임금수준이높아질수록차등적임금인상이조직성과에미치는부정적인영향이더욱강해질것이라는가설 2는지지되는것으로나타났다. 본문에는보고되지않았으나분석결과를이해하기위한추가분석으로, 상대적임금수준에따라차등적임금인상과노동생산성의비선형관계가달라질수있을가능성이있어 차등적임금인상 2 x상대적임금수준 의변수를추가하여분석을진행하였다. 분석결과, 해당교차항은통계적으로유의하지않을뿐아니라전체적인모델의설명력이개선되지않았다. 이는차등적임금인상이노동생산성에미치는효과는기본적으로역 U자형의비선형관계를갖되, 상대적임금수준에따라그양상이달라질수있을뿐 ( 그림 2 참조 ), 차등적임금인상과노동생산성의역 U자형관계자체는상대적임금수준에따라달라지지않게됨을시사한다 (Brown et al., 2003).

27 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 21 Ⅵ. 결론 1. 연구의요약 보상및임금에대한세간의관심에도불구하고이에관련된국내외실증연구는상대적으로많이진행되지않은편이어서이에대한연구의필요성이제기되고있다. 본연구에서는개인의성과에따라다음연도의임금을차등적으로인상하는차등적임금인상제도의활용이조직성과에미치는영향을규명하고자하였다. 토너먼트이론에의하면차등적임금인상제도는조직구성원들로하여금한정된보상을서로차지하기위해경쟁하도록유도하기때문에개개인의성과를높여조직의노동생산성을높이는효과가있을것으로예상된다. 그러나임금인상의폭을너무높게설정하면이는구성원간의과도한경쟁또는협력저하, 업무외역할의기피등으로인해조직에부정적인영향을주는가능성또한나타날수있다. 이에본연구에서는차등적임금인상과노동생산성간의역 U자형비선형관계가존재할것을가정하고이에대한가설을설정하였다. 추가적으로, 이러한관계는해당사업체의상대적임금수준에따라달라질것으로예측하여상대적임금수준의조절효과를규명하였다. 한국노동연구원이조사하는사업체패널 1차자료부터 5차자료까지를통합한패널자료의 321개사업체, 510개관측치를토대로실증분석을진행한결과, 차등적임금인상폭이증가할수록 16.6% 를변곡점으로이보다높은폭으로임금인상을진행할경우노동생산성은오히려감소하는것으로나타났다. 또한이러한관계는상대적보상수준에의해조절되어, 산업평균대비해당사업체의보상수준이낮은경우에는차등적임금인상과노동생산성의관계가정 (+) 의선형관계에가까웠지만, 산업평균대비보상수준이높은경우에는차등적임금인상과노동생산성의관계가부 (-) 의선형관계에가까운결과가도출되었다.

28 22 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 2. 연구의시사점 본연구의시사점을정리하면다음과같다. 첫째, 국내표본을대상으로보상제도의효과성을사업체수준에서검증하였다는점에서의의가있다. 성과보상에대한그간의국내선행연구는주로보상시스템을소개하거나이론적장단점을규명하는데그쳐보상제도의효과성을실증적으로검증하려는노력이부족한한계가있었다 ( 이상민외, 2010). 본연구에서는국내의제조업사업체 321 개가보고한 510개관측치를대상으로차등적임금인상제도의효과성을실증적으로규명하였다는점에서관련연구에기여하였다. 구체적으로, 차등적임금인상은인상폭이낮을때노동생산성에긍정적인영향을주는데, 이는산업대비상대적임금수준이낮은상황에서더욱효과적일수있음을규명하였다. 최근진행된메타연구와실증연구들에의하면, 금전적인센티브가반드시내재적동기에부정적인영향을준다는증거를찾기어려우며, 오히려외재적보상과내재적보상이함께어우러질때구성원의성과는최대에이를수있다는대안적주장이전개되고있다 (Shaw & Gupta, 2015). 본연구는국내사업체를대상으로이러한주장과일관된분석결과를밝혀내었다는점에서국내외선행연구에기여하는바가있다. 둘째, 차등적임금인상의적정수준에대한실마리를제공하여선행연구와유관분야에기여하고자하였다. 본연구의실증분석결과에의하면, 차등적임금인상폭의적정수준은평균적으로약 16.6% 인것으로나타났다. 그런데선행유사연구인김동배 김기태 (2008) 에서는적정수준의연봉인상폭은 35.2% 에서 35.7% 수준인것으로나타났다. 이렇게상이한결과가도출된원인은여러가지가있을수있으나, 다음과같이두가지원인으로부터비롯된것으로풀이된다. 첫번째가능성은본연구에서는조직수준의결과변수로노동생산성을다루었으나김동배 김기태 (2008) 의연구에서는개인수준의보상수준만족을결과변수로다루었기때문일수있다. 즉개인입장에서는차등폭을늘리더라도협력이저하되는현상에따른부작용이체감되지않을수있으나, 조직입장에서는이러한현상으로부터비롯되는부작용에좀더민감하기때문이었던것으로풀이될수있다. 두번째가능성은분석대상사업장의특성차이때문일수

29 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 23 있다. 본연구에서는소기업을포함한단독사업장을분석대상으로하였지만, 김동배 김기태 (2008) 의경우 100인이상의사업장을대상으로분석이진행되었다. 이처럼사업장의특성이상이하기때문에해당조직의구성원들이인식하는보상수준및보상공정성에대한양상이다르게나타났을가능성이있다. 따라서차등적임금인상의적정수준이어느정도인지에대해명확히제시하기는현실적으로어려움이따르기때문에, 이를실무적으로반영하고자할때는상당한주의를요한다고정리할수있다. 셋째, 본연구의결과는개인의동기 (motivation) 를내재적동기 (intrinsic motivation) 와외재적동기 (extrinsic motivation) 로구분하여설명하는동기연구에대해서도이론적으로시사하는바가있다 (Ryan & Deci, 2000). 동기연구에서는외재적동기와내재적동기를 Herzberg 의이요인이론 (two-factor theory) 과매칭하여외재적동기는충족되지못하면불만족이증가하지만과도하게충족된다고해서만족이증가하지않는위생요인 (hygiene factor) 으로, 내재적동기의경우충족되지않는다고불만족이증가하는것은아니지만더많이제공될수록만족이더욱더증가하는만족요인 (satisfaction factor) 으로가정하여논의를전개하는경향이있다. 그러나상황에따라만족과불만족을결정하는기준 (reference level) 이다를수있으므로특정상황에서는경제적보상과같은외재적동기가만족요인으로작용할수도있다. 본연구에서는상대적임금수준이높은사업체의경우차등적임금인상제도를실시할수록생산성이떨어지게되므로외재적보상의효과가떨어지지만, 상대적임금수준이낮은사업체의경우차등적임금인상제도를실시할수록생산성이증가하는경향을분석결과확인할수있었다. 이러한분석결과로부터예측해볼때, 차등적임금인상제도를통해제공되는외재적보상이위생요인인지만족요인인지는조직의총보상수준에따라달라질수있음을시사한다. 즉환경적상황에따라외재적보상이개인에게미치는동기는상이할수있게된다. 따라서추후연구에서는각재화들이어떠한상황에서위생요인혹은만족요인으로작용하는지를검증함으로써상황적특성에따른동기부여의상이한효과를규명하려는연구가진행되어야한다 ( 이학종 박헌준, 2004; McLean et al., 1996; Tang, 1992). 실무적시사점으로본연구결과는차등적임금인상제도를도입하여실행중

30 24 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 에있거나도입예정인기업의의사결정에유의미한영향을줌으로써관련연구및산업계에시사하는바가있을것으로여겨진다. 더많은임금을받는다는것은더많은재화를교환할수있음을의미할뿐아니라, 자아의실현과성취, 사회적존경과삶의의미발견등여러의미를함께지니고있다 (Fox, Scott, & Donohue, 1993). 따라서차등적임금인상제도를도입하고자하는조직들은임금자체가불러오는동기측면뿐아니라, 의도하든의도하지않았든, 차등적인임금인상을통해조직내파생되는긍정적 부정적영향을다각적으로고려하여관련제도를실행할필요가있다. 일례로, 연구개발팀과같이창의성과협력을요구하는집단에지나치게경쟁을요구하는보상을제공할경우, 균형성이떨어지는성과가도출되는부작용이발생할수도있음을지각해야할것이다 ( 배종석 박오원, 2005). 마지막으로, 차등적임금인상제도를실시하고자하는기업은보다차등적임금인상제도가개인에게미치는효과를보다장기적인관점에서고려하여해당제도를실행하는것이요구된다. 차등적임금인상제도는일시적으로지급되는인센티브제도와비교할때, 인상안만큼매년누적되어보상이제공된다는특성과인상되지못하는직원에게일종의징벌 (penalty) 로작용한다는특성이있다 (Park & Sturman, 2012). 즉차등적임금인상이적용된직원은다음해의임금을상승시켜줄뿐아니라그이후의상승률산정의기준금액이되므로누적적으로혜택을누릴수있는특징이있다. 또한임금인상이진행되지않아임금이동결될경우, 물가상승률을반영했을때실질임금은감소하는효과가있으므로일종의징벌적제재로작용할수있는특징도있다. 이처럼차등적임금인상제도의효과는보상의상대적인특성뿐아니라장기적인특성역시고려되어야하므로, 관련제도를도입하거나실행하려는인사담당자는보다장기적인관점에서해당제도를활용하는것이요구된다. 3. 연구의한계및추후연구방안 본연구는차등적임금인상제도가노동생산성에미치는영향을실증적으로 규명하였음에도불구하고다음과같은한계를갖는다. 첫째, 본연구의표본은

31 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 25 제조업만을대상으로하였기때문에본연구의연구결과가제조업외서비스업, 금융업등타산업에도동일하게적용될수있는지에대해서는추가연구를필요로한다. 특히제조업의경우각개인의성과를비교적명확하게측정할수있는반면, 구성원간의높은수준의협력을필요로하는타산업의맥락에서는차등적임금인상제도의효과가본연구의연구결과가상이하게도출될가능성이있다. 따라서추후연구에서는타산업을대상으로차등적임금인상제도가조직수준의성과에미치는효과를규명하되, 특히산업의어떠한특성이이들관계에영향을미칠수있는지를고려한연구가진행되어야한다. 둘째, 본연구에서는임금의상대적수준을논하기위해동종업계대비임금수준에대한응답을토대로측정하였지만, 동일기업내에서의임금수준역시차등적임금인상제도의효과에영향을줄수있다 ( 김동배 김기태, 2008). 또한동일기업에소속된근로자라할지라도직종별, 직무별로임금의상대수준이상이할수있기때문에-예를들어, 연구직은고임금을제공하되생산직에는저임금을제공하는등-이들차이에따라차등적임금인상제도의효과가다르게나타날수있는지역시추가적으로밝혀져야한다 (Lepak, Takeuchi, & Snell, 2003; Lepak & Snell, 2002). 셋째, 차등적임금인상제도의결정요인에대한연구가진행되어야한다. 본연구는차등적임금인상제도의상대적효과성을실증적으로규명하였지만, 기업이어떤목적으로왜차등적임금인상제도를도입하는지에대해서는밝히지못하는한계가있다. 즉어떤환경적조건또는기업의상황이해당기업으로하여금임금인상을차등적으로결정하게하였는지에대한연구가진행되어야한다. 예를들어, 산업의불확실성이증가하여개개인의기여도를높일필요성이제기되었거나, 집단적인센티브를제공할만큼충분한재원이확보되지못한상황에서개개인의동기를높일방안으로차등적임금인상제도를검토했을수있다. 이처럼각기업이차등적임금인상을도입한배경에대한연구가진행될경우차등적임금인상의도입을고민하는기업들의의사결정에더욱유의미한시사점을제공할수있을것으로기대된다. 마지막으로, 본연구에서는분석의편의성을위해관리자급과사원급의임금인상차등폭을평균하여각사업체의차등폭을도출하였지만, 실무현장에서는

32 26 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 각직급별로평가체계가상이할가능성이있으므로이에따라차등적임금인상의효과가달라지는지를규명하려는연구가진행되어야한다. 예를들어, 사원급에서는당장의성과보다미래의성장가능성, 종합적인업무능력을중심으로평가될수있는반면, 관리자급내에서는부하관리능력, 임원으로의승진가능성에따라고과평가가달라질가능성이있다. 따라서추후연구에서는각직급별특성을반영한보다면밀한분석을진행함으로써차등적임금인상의효과를규명하려는노력이요구된다. 참고문헌 김경묵 (2005). 직급간임금격차결정요인에관한연구 : 토너먼트이론의검증. 인사관리연구 29 (2) : 177~218. 김동배 김기태 (2008). 연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향. 노동정책연구 8 (4) : 29~54. 민인식 최필선 (2010). STATA 패널데이터분석. 서울 : 한국STATA학회출판부. 배종석 박오원 (2005). 전략적인적자원관리와조직의혁신성과 : 탐색적혁신성과와활용적혁신성과의비교분석. 인사조직연구 13 (2) : 147~186. 이상민 유규창 박우성 (2010). 인사관리연구에게재된인사관리분야논문분석 : 1980년부터 2008년까지. 조직과인사관리연구 34 (1) : 177~218. 이투데이 (2016). ( 공기업 성과연봉제 ) 신의직장 사라지나 연내도입 당근 채찍밀어붙이기. 2016년 3월 14일자보도. 이학종 박헌준 (2004). 조직행동론. 경기도파주 : 법문사. Bareket-Bojmel, L., Hochman, G. and D. Ariely(2014). It s (not) all about the Jacksons : Testing different types of short-term bonuses in the field. Journal of Management published online. Becker, B. E. and M. A. Huselid(1992). The incentive effects of tournament

33 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 27 compensation systems. Administrative Science Quarterly 37, pp.336~350. Bloom, M.(1999). The performance effects of pay dispersion on individuals and organizations. Academy of Management Journal 42 (1) : 25~40. Brown, M. P., Sturman, M. C. and M. J. Simmering(2003). Compensation policy and organizational performance: The efficiency, operational, and financial implications of pay levels and pay structure. Academy of Management Journal 46 (6) : 752~762. Cerasoli, C. P., Nicklin, J. M. and M. T. Ford(2014). Intrinsic motivation and extrinsic incentives jointly predict performance : A 40-year meta-analysis. Psychological Bulletin published online. Chadwick, C., Way, S. A., Kerr, G. and J. W. Thacker(2013). Boundary conditions of the high-investment human resource systems-small-firm labor productivity relationship. Personnel Psychology 66, pp.311~343. Collins, C. J. and K. G. Smith(2006). Knowledge exchange and combination: The role of human resource practices in the performance of hightechnology firms. Academy of Management Journal 49 (3) : 544~560. Connelly, B. L., Tihanyi, L., Crook, T. R. and K. A. Gangloff(2014). Tournament theory : Thirty years of contests and competitions. Journal of Management 40 (1) : Conner, K. R. and C. K. Prahalad(1996). A resource-based theory of the firm: Knowledge versus opportunism. Organization Science 7 (5) : 477~501. Conroy, S. A., Gupta, N., Shaw, J. D. and T. Y. Park(2014). A multilevel approach to the effects of pay variation. Research in Personnel and Human Resources Management 32, pp.1~64. Conyon, M. J. and S. I. Peck(1998). Board control, remuneration committees, and top management compensation. Academy of Management Journal 41 (2) : 146~157. Conyon, M. J., Peck, S. I. and G. V. Sadler(2001). Corporate tournaments and executive compensation: Evidence from the U.K. Strategic Management

34 28 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 Journal 22, pp.805~815. Datta, D. K., Guthrie, J. P. and P. M. Wright(2005). Human resource management and labor productivity : Does industry matter? Academy of Management Journal 48, pp.135~145. Deci, E. L.(1972). Paying people doesn t always work the way you expect it to. Human Resource Management 12 (2) : 28~32. Deci, E. L. and R. M. Ryan(1985). Intrinsic Motivation and Self-Determination in Human Behaviour. New York: Plenum Press. Ehrenberg, R. G. and M. L. Bognanno(1990). The incentive effects of tournaments revisited: Evidence from the European PGA tour. Industrial and Labor Relations Review 43 (3) : 74S~88S. Eisenberger, R. and J. Cameron(1996). Detrimental effects of reward: Reality or myth? American Psychologist 51, pp.1153~1166. Fang, M. and B. Gerhart(2012). Does pay for performance diminish intrinsic interest? International Journal of Human Resource Management 23 (6) : 1176~1196. Folger, R. and M. A. Konovsky(1989). Effects of procedural and distributive justice on reactions to pay raise decisions. Academy of Management Journal 32 (1) : 115~130. Fox, J. B., Scott, K. D. and J. M. Donohue(1993). An investigation into pay valence and performance in a pay-for-performance field setting. Journal of Organizational Behavior 14, pp.687~693. Frick, B., Prinz, J. and K. Winkelmann(2003). Pay inequalities and ream performance : Empirical evidence from the North American Major Leagues. International Journal of Manpower 24 (4) : 472~488. Gerhart, B. and M. Fang(2014). Pay for (individual) performance : Issues, claims, evidence and the role of sorting effects. Human Resource Management Review 24 (1) : 41~52. Giles, E. L., Roboalino, S., McColl, E., Sniehotta, F. F. and J. Adams(2014).

35 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 29 The effectiveness of financial incentives for health behaviour change: Systematic review and meta-analysis. PLOS ONE 9 (3) : 1~16. Gneezy, U., Meier, S. and P. Rey-Biel(2011). When and why incentives (don t) work to modify behavior. Journal of Economic Perspectives 25 (4) : 191~210. Gupta, N., Conroy, S. A. and J. E. Delery(2012). The many faces of pay variation. Human Resource Management Review 22, pp.100~115. Gupta, N. and J. D. Shaw(2014). Employee compensation: The neglected area of HRM research. Human Resource Management Review 24, pp.1~4. Henderson, A. and J. Fredrickson(1996). Information processing demands as a determinants of CEO compensation. Academy of Management Journal 39, pp.575~606. Herzberg, F., Mausner, B. and B. B. Snyderman(1967). The Motivation to Work, (2nd edition). New York : Wiley publication. Heyman, F.(2005). Pay inequality and firm performance: Evidence from matched employer-employee data. Applied Economics 37, pp.1313~1327. Jenkins, G. D., Jr., Mitra, A., Gupta, N. and J. D. Shaw(1998). Are financial incentives related to performance? A meta-analytic review of empirical research. Journal of Applied Psychology 83, pp.777~787. Jensen, M. C. and W. H. Meckling(1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics 3, pp.305~360. Kohn, A.(1993). Why incentive plans cannot work. Harvard Business Review 71 (5) : 54~63. Lepak, D. P. and S. A. Snell(2002). Examining the human resource architecture: The relationship among human capital, employment, and human resource configurations. Journal of Management 28 (4) : 517~543. Lepak, D. P., Takeuchi, R. and S. A. Snell(2003). Employment flexibility and firm performance : Examining the interaction effects of employment mode,

36 30 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 environmental dynamism, and technological intensity. Journal of Management 29 (5) : 681~703. Locke, E. A., Feren, D. B., McCaleb, V. M., Shaw, K. N. and A. T. Denny(1980). The relative effectiveness of four methods of motivating employee performance. In K. D. Duncan, M. M. Gruneberg, & D. Wallis (eds.), Changes in Working Life. New York: Wiley, pp.363~388. McLean, E. R., Smits, S. J. and J. R. Tanner(1996). The importance of salary on job and career attitudes of information systems professionals. Information & Management 30, pp.291~299. Park, S. and M. C. Sturman(2012). How and what you pay matters : The relative effectiveness of merit pay, bonuses and long-term incentives on future job performance. Compensation & Benefits Review 44 (2) : 80~85. Pfeffer, J.(1998). Six dangerous myths about pay. Harvard Business Review 76 (3) : 109~119. Romanoff, K., Boehm, K. and E. Benson(1986). Pay equity: Internal and external considerations. Compensation & Benefits Review 18 (3) : 17~25. Ryan, R. M. and E. L. Deci(2000). Self-determination theory and the facilitation of intrinsic motivation, social development, and well-being. American Psychologist 55 (1) : 68~78. Rynes, S. and B. A. Gerhart(2000). Compensation in Organizations : Current Research and Practice. San Francisco, CA : Jossey-Bass. Scott, D., Somersan, R. and B. Repsold(2015). Is there merit in merit pay? A survey of reward professionals. World at Work Journal 24 (1) : 6~17. Shaw, J. D. and N. Gupta(2015). Let the evidence speak again! Financial incentives are more effective than we though. Human Resource Management Journal 25 (3) : 281~293. Shaw, J. D., Gupta, N. and J. E. Delery(2002). Pay dispersion and workforce performance : Moderating effects of incentives and interdependence. Strategic Management Journal 23, pp.491~512.

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38 32 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 abstract The Curvilinear Relationship between Differential Merit Pay and Labor Productivity : Moderating Role of Pay Competitiveness Ok, Chiho The purpose of this study is to investigate the impact of differential merit pay on organizational performance and to examine the moderating role of pay competitiveness. Based on the expectation that differential merit pay, the compensation HRM practice which provides differential increase of basic pay depends on individual performance, have both the potentials for positive and negative impact on organizations, the relationship between the gap of differential merit pay and organizational performance (i.e., labor productivity) can not only be a simple linear relationship but can also exist in a curvilinear form. In addition, there is a possibility that the relationship could be different depends on the workplace s pay competitiveness. Based on unbalanced panel data of 321 Korean manufacturing workplace (510 observations) from Workplace Panel Survey data, empirical results indicate that while the gap of differential merit pay increases, its positive effect diminishes which provides support for the curvilinear relationship with decreasing marginal effects. In addition, the positive impact is strengthened when pay competitiveness is low, and the negative impact is strengthened when pay competitiveness is high. Implications are given as results calls for caution for implementing merit pay system beyond a certain level. Keywords : merit pay, labor productivity, pay competitiveness, panel analysis

39 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 33 노동정책연구 1) 제16권제2 호 pp.33~63 한국노동연구원 연구논문 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 * 최기성 ** 본연구는대졸자의의중 - 시장임금갭이의미하는눈높이불일치가취업을저해하고있는가를실증분석하였다. 주요내용을요약하면다음과같다. 첫째, 대학졸업후첫취업까지소요되는기간의중위값은 6 개월로, 4 년제졸업자 (7 개월 ) 가전문대졸업자 (4 개월 ) 보다길었다. 둘째, 4 년제졸업자의졸업전월평균의중임금 (230.5 만원 ) 이시장임금 (207.0 만원 ) 보다, 전문대졸업자의의중임금 (186.4 만원 ) 이시장임금 (159.1 만원 ) 보다높았다. 셋째, 졸업후첫취업까지의구직기간을단축시키는변수로는성 ( 남성 ), 연령 ( 남성만 ), 최종학력 ( 남성은높을수록, 여성은낮을수록 ), 국 공립대, 수도권 ( 남성만 ), 공학및의약계열, 대학평점, 취업지원프로그램참여수, 어학연수 ( 남성만 ), 일경험, 자격 ( 여성만 ), 직업훈련, 입학당시부모소득 ( 여성만 ) 등으로기존연구들과큰차이를보이지않았다. 다만, 취업을위한어학연수 (1 년이상 ), 일경험 ( 취업위한경험쌓기 ), 자격 (1 년이상준비 ), 훈련 (6 개월이상 ) 등과같은취업역량강화활동의내실화는구직기간을단축시키는긍정적인효과를내고있었다. 넷째, 의중 - 시장임금갭이의미하는눈높이불일치는전문대전체와 4 년제여성졸업자의구직기간에별다른영향을주지않았다. 반면, 4 년제남성졸업자의경우에는공시족 ( 公試族 ) 에의한영향으로의중 - 시장임금갭의절대값이증가할수록미취업탈출확률이낮아져구직기간이길어졌다. 이는노동공급측의임금을중심으로하는눈높이조정만으로는대졸자취업을촉진하는데한계가있음을시사한다. 핵심용어 : 의중 - 시장임금갭, 대졸자첫취업, 확장형콕스회귀분석 논문접수일 : 2016 년 2 월 4 일, 심사의뢰일 : 2016 년 2 월 22 일, 심사완료일 : 2016 년 3 월 7 일 * 이논문은 대졸청년층의교육투자및편익연구 ( 최기성, 2015) 의제 4 장내용을수정 보완한것이다. 유익한논평을해주신익명의심사자두분께감사를표한다. ** 한국고용정보원부연구위원 (ckisung92@keis.or.kr)

40 34 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 I. 머리말 : 문제제기 실업에따른청년층의조기노동시장진입실패는단기적으로는인적자본유실을야기하여청년층생산성을감소시키는한편, 구직자와사업주간정보의비대칭성과실업에따른낙인 (stigma) 효과등으로인적자원의효율적배분을저해하고, 장기적으로는실업에따른경제성장둔화와복지비용증가등과같은부정적인영향을끼친다. 김종화외 (2007) 는청년실업의원인을경제적요인과사회구조적요인으로나눠설명하였다. 경제적요인으로는노동공급과수요불일치를들수있는데, 예컨대청년층에대한노동수요보다공급이많을때실업률이상승한다는것이다. 이를현재의청년노동시장에적용하여살펴보자. 현재우리나라청년층노동공급특성은 70.0% 를상회하는높은대학진학률에따른고학력신규구직자로요약된다. 이에견주어 2000년이후에 IT 등을기반으로한급속한기술발전과산업구조의개편, 경영시스템의효율화등으로경제가성장해도일자리가창출되지않는이른바 고용없는성장 (jobless growth) 이현실화되고있다. 또한노동시장구조개혁의지연, 대기업 vs. 중소기업, 정규직 vs. 비정규직등과같이노동시장이중구조화로인해양질의일자리공급이줄고있고, 대기업들은훈련비용이들지않는경력직선호경향이뚜렷해지고있다. 이에따라고학력신규구직자가취업을희망하는괜찮은일자리 (decent job) 는갈수록줄고있는상황이다. 다음으로사회구조적요인으로는산업수요를충분히반영하지못하는학교교육과공급자중심의인력양성, 특정산업과직업만을선호하는현상, 노동시장인프라부족등도수요 공급의미스매치를야기함으로써청년실업의원인이되고있다. 이처럼개인뿐만아니라사회 경제적으로부정적인영향을미치는청년실업문제를완화하기위해청년실업의원인, 규모, 특성그리고이를완화하는제도나정책에관한다수의연구가진행되어왔다. 그럼에도불구하고본연구는다음과같은 3가지측면에서선행연구들과차별점을갖는다.

41 의중- 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 35 먼저, 대학졸업후첫취업까지의구직기간에어떤변수가어떤영향을주는가를분석하고자한다. 이는졸업후구직기간증가에따른낙인효과, 인적자본유실등과같은부정적효과를고려했을때첫취업까지의구직기간을단축시키는변수가무엇인가를밝히는것은중요한의미를갖는다. 이를위해, 사건의발생을분석하는확률모형대신기간에대한분석이가능한생존분석을사용한다. 나아가, 청년층의취업준비활동의변화를분석에반영하기위해시간변동변수 (time-varying variable) 를포함한확장형콕스회귀모형을사용한다. 둘째는대학명성이대졸자취업과임금에미치는효과에관한기존연구들에서는수능점수를대학명성의대리변수로주로사용하였으나, 본연구에서는수능점수뿐만아니라일반인의인식, 대학의학문적성과등을종합적으로감안하여명성을측정한후그효과를분석한다는점이다. 셋째는대졸자의의중-시장임금갭이의미하는눈높이불일치가청년취업의장애물인가를개선된방법을사용하여실증적으로분석한다는점이다. 이는향후청년실업문제를완화하기위한제도나정책개발과관련된시사점을제공해줄것으로기대한다. 본논문의나머지는다음과같이구성된다. 제Ⅱ장에서는청년층 ( 대졸자 ) 취업결정에관한이론및선행연구를소개한다. 제Ⅲ장에서는본연구에서사용한자료소개와변수설정그리고분석방법을제시한다. 제Ⅳ장분석결과에서는표본의기초통계, 의중-시장임금갭추정, 실증모형추정결과를소개한다. 마지막제Ⅴ장에서는연구결과요약과한계점을논의한다. Ⅱ. 청년층취업결정관련이론및선행연구검토 1. 이론검토 최근청년들이원하는양질의일자리가축소되어감에따라청년들이질낮은임시일자리에취업하거나눈높이에맞는취업을위한일자리탐색기간을늘리고있다. 청년들의고용사정악화와미취업 ( 실업또는비경제활동 ) 증가원인을설명함에있어서는시장의자율조정기능저하에서원인을찾는고전파경제학

42 36 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 과모순된사회구조및노동시장의이중구조화등에서원인을찾는비주류경제 학 1) 이대립한다. 그러나노동시장을둘러싼법 제도적환경들을주어진것으 로가정한다면대졸자를포함한청년층들의취업결정과정을미시적으로설명 하는데있어서는직업탐색이론 (job search theory) 이유용하다. 직업탐색이론은다음과같이설명가능하다. 노동시장에대한완전한정보가 있다면가장좋은일자리를알수있으므로구직활동이불필요하지만, 현실은 그렇지못하기때문에실업을경험하면서더좋은일자리를찾기위해구직활 동을하게된다. 직업탐색에는편익 (benefits) 과비용 (costs) 이수반된다. 직업탐 색을오래할수록더좋은일자리를구할가능성이있는반면, 구직활동에따른 금전적비용과시간투자가따르고이미제안받은일자리를잃게될수도있는 기회비용 (opportunity cost) 도따른다. 구직청년들은한계편익 (marginal benefits) 과한계비용 (marginal cost) 이일치할때까지직업탐색을하게된다. 여기서구 직자의취업을결정하는데는의중임금 (reservation wage) 이중요하게작용하는 데, 의중임금은구직자가제안된일자리를받아들이게되는최소한의임금수준 으로보통 일자리제안을받아들일수있는최저임금은얼마인가 로측정된 다. 만약, 구직자의의중임금보다제의된시장임금이높다면제의된일자리를 받아들여취업자로전환될것이고그렇지않다면실업자로남아구직활동을계 속한다는것이다. 일반적으로의중임금이낮으면구직기간이짧아지고, 의중임 금이높으면구직기간이길어진다 (Mortensen, 1986; 조우현, 1998; Kaufman & Hotchkiss). 이러한청년층의중임금에는성별, 연령, 교육수준, 졸업대학소재 지, 이전직장에서의임금수준등다양한변수가영향을주는것으로알려져 있다 ( 이병희외, 2009). 후술되는선행연구검토에서살펴보겠지만, 청년층의학교에서노동시장으 로의이행에대한많은선행연구들이이뤄졌음에도불구하고, 의중임금에관한 자료부재등으로인해이를분석에포함시킨연구는많지않은실정이다. 1) 분단노동시장 (segmented labor market) 이론이대표적이다. 정보의불완전성 (imperfect information), 내부노동시장 (internal labor market) 의존재, 성, 연령, 학력등에대한차별, 문화와관습등과같은다양한제도적인힘 (institutional forces) 과비경제적장벽때문에노동시장이 1 차 ( 핵심 ) 와 2 차 ( 주변부 ) 로분단되어있고, 분단된노동시장간에는자유로운이동이제약되어있을뿐만아니라채용관행, 임금, 그리고고용안정성측면에서큰차이를보인다고주장한다.

43 2. 선행연구검토 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 37 우리나라대졸자 ( 청년층 ) 의학교에서직업으로의이행을연구한선행연구를 통해밝혀진취업결정요인들은크게인구 사회학적요인들, 학교요인들, 취 업역량요인들그리고노동시장요인들로구분할수있다. 가. 인구 사회학적요인먼저, 성별은동일한생산성을갖는경우라도여성이혼인, 출산그리고육아등으로인해남성에비해기대근속기간이짧아기업들이채용과정에서남성보다덜선호하는것으로알려져있다 ( 김안국, 2005; 김정숙, 2009). 다음으로연령이취업에미치는영향은연구에따라결과에차이를보이고있다. 구체적으로청년층 (15~29세) 의경우연령이높을수록정규직취업확률이증가한다는연구결과 ( 남기곤, 2009) 가있는반면, 대졸자의기타취업영향변수와관찰되지않은이질성을통제하면남성은연령이높을수록여성은낮을수록취업확률이증가한다는연구결과도보고되었다 ( 채창균 김태기, 2009). 이처럼청년층에서연령이취업에미치는효과가상이한이유는연구마다분석대상, 취업정의그리고분석방법의차이때문으로판단된다. 혼인여부는성별에따라취업확률에미치는영향이상이한데, 남성은기혼이미혼에비해여성은미혼이기혼에비해취업확률이높은것으로분석되었다 ( 남기곤, 2009). 이는가구내에서의성별역할이남성은일을통한소득창출을, 여성은육아및가사를담당하는형태인전통적분업구조의영향때문으로판단된다. 다음으로부모학력과가구소득이높을수록취업뿐만아니라양질의일자리에취업할확률이증가한다고알려져있다 ( 조우현, 1995; 채창균 김태기, 2009; 신혜숙 민병철 남수경, 2014). 이러한결과에대한이유로첫째, 청년이속한가구의소득이높은경우에그렇지않은경우보다비경제활동인구로남아있을가능성이커서상대적으로가구소득이낮은청년층에서실업확률이높게나타날수있다는점이다. 둘째는, 우리나라청년층의구직경로가개인적네트워크와같은비공식적경로에주로의존하고있다는점과연관되어있다. 즉, 부모의사회 경제적배경이좋을수록더자주양질의일자리정보를획득할수있

44 38 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 어그렇지않은경우보다취업가능성이증가한다는설명이다. 나. 학교요인최종학력이취업에미치는효과는대체적으로전문대학이고졸자나 4년제대졸자보다취업확률이높은것으로보고되었다 ( 안주엽 홍서연, 2002; 신종각 김정호, 2008). 이는 2000년부터신규 4년제대졸자의노동공급은대폭증가했지만이들에대한수요부족과전문대의개설전공과교육과정이현장의요구를상대적으로더반영하여졸업생취업능력 (employability) 을향상시킨결과라고해석할수있다. 대학유형의경우 4년제대졸자에국한하여, 졸업대학이국 공립대인경우가사립대보다취업확률이높은것으로보고되었다 ( 채창균 김태기, 2009). 일반적으로사립대가국 공립대에비해졸업후취업이어려운전공에대한조정이용이하다는점을고려하면사립대의취업확률이더높게나타날것으로예상할수있으나위연구에서는그와반대되는결과를보인다. 이는몇개의유명사립대를제외하면국 공립대가사립대에비해대학입학점수 ( 수학능력평가, 내신 ) 가높은데, 입학점수와취업에유리한관찰되지않은이질성이강하게상관되어있다면이러한결과가가능할것이다. 대학전공은인문 자연계열에비해사회 공학 교육 의약계열의취업확률이더높았다 ( 채창균 김태기, 2009; 유홍준 정태인 전은주, 2014). 이는노동수요주체인기업들의선호가반영된결과이다. 즉, 기업들은저성장지속, 경쟁심화, 불확실성증대와같은경영환경에조응하기위해중 장기적관점보다는단기적관점에입각한투자를선호한다. 이러한기업선호가채용에도적용되어사회 공학 의약계열과같이채용후단기간에성과를창출할수있는전공계열졸업자가그렇지않은경우보다취업확률이높다고할수있다. 이어서, 출신대학의명성이취업에미치는효과는명성을무엇으로정의하는가에따라약간의차이는존재하나대체적으로명성이좋을수록취업확률이증가하는것으로알려져있다. 이규용 김용현 (2003) 은 4년제대학별입학생의대학입학수능시험성적을고려하여 가 ( 서울시내상위권대학 ) 군, 나 ( 서울시내및수도권 ) 군그리고 다 ( 나머지대학 ) 군으로구분하여대졸자의미취업탈출확률에미치는영향을분석하였다. 분석결과에따르면, 다른영향변수

45 의중- 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 39 를통제한상태에서 가 군이 나 와 다 군에비해미취업탈출확률이높았고통계적으로도유의하게나왔다. 이와유사하게, 채구목 (2007) 은수능성적을이용하여수도권국공립대, 수도권사립대, 비수도권국공립대, 비수도권사립대, 수도권전문대, 비수도권전문대와같이 6개로나눈후수도권사립대를기준그룹으로분석한결과비수도권사립대와비수도권전문대가기준그룹에비해취업확률이낮았으나비수도권사립대만이통계적으로유의하였다. 다. 취업역량요인대학성적이좋을수록취업확률은증가하는것으로보고되고있다 ( 채구목, 2007; 신혜숙 민병철 남수경, 2014). 대학성적이우수하다는것은전공에대한지식이축적되었음을의미하거나, 학업에성실히임했다는긍정적인신호를고용주에게보냄으로써취업에유리하게작용한결과로볼수있다. 다음으로대학재학중어학연수경험은졸업후첫취업까지의기간을단축시킬뿐만아니라첫일자리에서임금도상승시킨다고알려져있다. 안준기 (2009) 는성향점수매칭법으로어학연수참여집단과미참여집단을구축한후분석한결과, 어학연수경험이첫직장구직기간을단축시키고임금도증가시킨다고밝혔다. 한편자격증이취업에미치는효과는연구마다차이가있다. 이규용 김용현 (2003) 은취득자격증개수가증가하면졸업후첫취업까지의기간이단축된다고보고하였다. 이와달리, 자격증개수 ( 또는보유 ) 가취업확률에는영향을주지않거나오히려취업확률을낮춘다는연구결과도존재한다. 박성재 반정호 (2006) 는대졸자의자격증취득이미취득보다졸업후첫취업까지의기간을통계적으로유의미하게단축시키지않는다고보고하였다. 나아가, 김정숙 (2009) 은취득자격증개수가증가하면대기업정규직취업확률이낮아진다고밝혔다. 이처럼자격이취업에영향을주지않거나부정적영향을주는이유로 3가지정도를생각할수있다. 먼저, 자격검정내용과방법이부적절하여시장에서신호기능을제대로발휘하지못하는경우이다. 둘째는스펙쌓기를위해통용성이낮은자격증을취득하거나유사자격증을여러개취득함으로써취업에실질적인도움을주지않는경우이다. 마지막으로자격증취득이무작위적

46 40 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 으로이뤄지지않음에따른자기선택편의를고려하지못한경우이다. 즉, 상대적으로취업역량이부족한개인들이자격증을취득한다면, 선택편의를교정하지않을경우에는자격증취득자가곧취업역량부족자로해석되어자격증미취득자에비해취업확률이낮게분석될수있다. 한편일반적인예상과다르게교육훈련참여가취업확률에대체적으로부정적인영향을주는것으로제시되어있다. 먼저, 박성재 반정호 (2006) 는졸업후첫취업전에받은직업훈련은 4년제대졸자의미취업기간을단축시키지만대학재학중직업훈련은영향을주지않는다고밝혔다. 나아가, 남기곤 (2009) 은청년층의직업훈련참여가남녀모두에서참여하지않은경우보다취업확률이낮다고제시하였다. 이는자격증의취업효과와유사하게자기선택편의나교육훈련질을충분히통제하지못한결과일가능성을배제할수없다. 재학중일자리경험이취업확률에미치는효과도연구마다차이를보인다. 신종각 김정호 (2008) 는재학중직장경험이첫취업까지의기간을단축시키는효과가있다고밝힌반면, 채창균 김태기 (2009) 는전문대생의일자리경험은취업확률을증가시키나 4년제대학생의경우에는오히려취업확률을낮춘다고밝혔다. 일자리경험의취업효과는일자리를경험한목적에따라효과가달라질것으로예상된다. 즉, 기업체인턴, 현장실습등과같이졸업후취업을위한경험쌓기를목적으로한일자리경험은취업에긍정적으로작용하겠지만, 단순히경제적인목적으로일한경험은별다른영향을주지않을것이다. 이어서, 대학취업지원프로그램참여가취업확률에어떤영향을주는가를분석한연구에따르면, 재학중에경험한취업및진로개발서비스가유익했다고인식할수록취업확률이증가했다는연구 ( 노경란 박용호 허선주, 2011) 와대학이갖는영향을통제하면프로그램참여가취업확률을높이지못한다는결과 ( 신혜숙 민병철 남수경, 2014) 도제시되어있다. 라. 노동시장요인청년층취업에노동시장요인들이어떤영향을미치는가에관한연구는앞서소개한 3가지요인들에비해상대적으로적은실정이다. 본연구에서는노동시장요인들을대졸자가직면하는노동시장여건측면에서실업률과졸업학교소

47 의중- 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 41 재지 ( 지역노동시장 ) 를고려하고, 노동시장구조측면으로는졸업후구직기간과대졸자의의중-시장임금갭등으로설정하여살펴보겠다. 먼저, 노동시장여건과관련하여실업률은대졸자취업확률에별다른영향을주지않는것으로보고되었다 ( 안주엽 홍서연, 2002; 남기곤, 2009). 이러한결과는분석기간동안또는지역간실업률변동이크지않았기때문이거나공식실업률이실제실업률을충분히반영하고있지못하기때문이라고판단된다. 이와달리, 노동시장여건에대한대리변수로졸업학교소재지를사용한연구에서는다른결과를보인다. 채구목 (2007) 은서울을기준그룹으로하여경기 인천, 충청, 전라, 경상, 강원 제주로구분하여분석한결과, 서울에비해경기 인천의취업확률이더높고통계적으로유의미하였다. 한편수도권 ( 서울 인천 경기 ) 소재대학졸업자가비수도권소재졸업자보다취업확률이높거나첫취업까지의기간이더짧다는연구결과도제시되었다 ( 김정숙, 2009; 유홍준 정태인 전은주, 2014). 따라서노동시장여건이미치는영향을통제하기위해서는실업률보다는졸업학교소재지를사용하는것이타당하다고판단된다. 다음으로노동시장구조측면중졸업후구직기간이길어지면취업확률이감소하는부 (-) 의기간의존성을보인다고알려져있다 ( 남기곤, 2009). 이는노동시장에서의정보비대칭성에따른낙인효과와관련되어있다. 끝으로의중 -시장임금갭이취업에미치는영향은임금갭이클수록취업확률은낮아질것으로예상된다. 조우현 (1995) 은청년여성의경우의중-시장임금갭이클수록취업확률이낮아지는자발적실업의경향이강한반면, 남성은그반대로분석되어비자발적실업의성격이강하다고밝혔다. 하지만분석에사용한시장임금추정에표본선택편의를고려하지못했다는점과임금갭이특정시점의취업확률에미치는영향만을분석했다는한계가있다.

48 42 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 Ⅲ. 연구방법 1. 분석자료및변수 가. 분석자료대졸자의중 -시장임금갭이졸업후첫취업까지의기간에어떤영향을주는가를분석하기위해대졸자직업이동경로조사 ( 이하 GOMS2010 ) 자료를사용하였다. 2) 분석을위한표본선정과정은다음과같다. 먼저, 1차조사에서표본으로구축된 18,085명중 3차조사에응답하지않은 2,481명을제외하였다. 다음으로대학졸업시연령이 35세이상이거나, 1차조사에서지난 4주간대학또는대학원재학중또는군입대대기자이거나, 졸업후첫취업이비임금근로자인 3,032명과졸업전 (2009년 8월졸업자는 2009년 7월이전, 2010년 2월졸업자는 2010년 1월이전 ) 부터일하고있었던 2,221명도연구목적에부적합하여제외하고최종적으로 10,344명을분석에사용하였다. 나. 변수설정본연구에서대학졸업후첫취업은임금근로이면서상용근로자로취업한경우와인턴으로일하다가정규직으로전환된경우로만한정하였다. 아르바이트, 임시 일용근로자, 인턴으로일하고있는경우는취업으로간주하지않는다. 다음으로졸업후미취업기간은월단위로측정하였다. 미취업기간의설정과관련된문제를설명하고그에대한처리방법을소개할필요가있다. 졸업시점이 2009년 8월과 2010년 2월로미취업기간의시작시점이표본간에차이가있지만관찰종료시점 (2013년 9월 ) 은동일하다는점이다. 이로인해관찰기간이 2) 2015 년 10 월현재 2011 년과 2012 년졸업생에대한 1 차조사자료가공개되어있으나, 해당자료들은미취업관찰기간이 19~24 개월로청년층의역동성을관찰하기에충분히길지않아 GOMS2010 을사용하였다.

49 의중- 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 년 8월졸업자 (1~48개월) 와 2010년 2월졸업자 (1~43개월) 간에차이가발생하게된다. 만약, 관찰기간의일치를위해미취업기간시작시점을 2010년 3 월로설정하면 2009년 8월졸업자의미취업기간에대한좌측절단문제와함께 2009년 8월졸업자중 2010년 3월이전취업자를분석에서제외함으로써최종분석표본이감소하는문제가발생한다. 따라서본연구에서는관찰기간을 1~ 43개월로설정하되, 2009년 8월졸업자의졸업시점을고려하여관측시점에따른미취업기간을산출하여분석하였다. 3) 다음은선행연구에서밝혀진대졸자취업영향요인들중본연구에서사용한설명변수들의조작적정의를살펴보겠다. 먼저, 성별은여성을기준그룹으로하는더미변수로설정하였고, 연령은 2010 년 1차조사기준연령 (2010-출생연도), 배우자유무는배우자없음 ( 미혼, 이혼, 사별 ) 을기준그룹으로하는더미변수 ( 기혼, 별거 =1) 로분석에포함하였다. 부모의사회 경제적배경으로는대학입학시부모님월평균소득을 100만원미만 ( 안계심포함 ), 100만 ~300만원미만, 300만 ~500만원미만, 500만 ~700만원미만, 700만 ~1,000만원미만, 1,000만원이상으로구분한후 300만 ~500만원미만을기준그룹으로하는더미변수로사용하였다. 학교요인으로최종학력은교육연수 (Year of Schooling) 로설정하여전문대는 14, 4년제와교육대는 16으로변환하였고, 출신대학유형은사립대를기준그룹으로하는더미변수 ( 국 공립 =1) 로분석하였다. 전공은인문, 사회, 교육, 공학, 자연, 의약, 예체능등 7대계열로측정되어인문계열을기준그룹으로하는더미변수로분석하였다. 다음으로대학별명성평가는 2단계에걸쳐이뤄졌는데, 1단계에서는중앙일보대학종합평가순위 (2014년) 와웨보메트릭스 (Webometrics) 대학순위 (2015년) 를종합적으로고려하여 1차평가순위를정하였다. 1단계명성평가방법에대해좀더살펴보면, 중앙일보의대학종합평가순위는 4년제대학중 100여개대학의교육여건및재정, 교수연구, 국제화, 평판 사회진출도등을조사하여종합순위를부여하고있다. 중앙일보평가방식의장점은정량적인내용뿐만아니라일반인의인식등과같은정성적인내용도평가에반 3) 이러한문제를피하기위해 2010 년 2 월졸업자만을분석대상으로고려할수있으나 GOMS 2010 에서 2009 년 8 월졸업자비중이 17% 로표본손실이크다는문제가있다.

50 44 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 영된다는점이다. 반면, 평가대상으로 4 년제대학전체를포괄하지못한다는점 과종합순위를 40 위까지만발표한다는단점을지닌다. 본연구에서는이러한 단점을보완하기위해웨보메트릭스의대학순위를함께고려하여사용하였다. 웨보메트릭스는스페인 National Research Council 의 Cybermetrics Lab 에서매 년두차례발표하는대학 ( 전문대학포함 ) 순위이다. 웨보메트릭스의대학순위 는해당대학의 Visibility 와 Activity 를각각 50% 씩반영하여결정된다. 먼저, Visibility 는외부웹사이트에서해당대학으로의링크수를집계한것으로, Visibility 가높다는것은대학의명성, 학문적성과, 정보가치등이높다는것으 로이를 virtual referendum 라부른다. Activity 는구글과같은검색엔진에나 타나는해당대학의웹페이지수, 연구보고서등의파일수그리고인용횟수가 상위 10% 에포함되는저널에게재된학술연구건수를하위지표로구성하고있 다. 4) 현재웨보메트릭스에는우리나라 387 개대학의 2015 년 1 월기준순위만 이제시되어있다. 2 단계에서는 1 차평가순위에대한국내유명입시학원입시 분석가의검토를거친후최종적으로순위를확정하였다. 분석에는 4 년제대학 에한정하여, 대학순위 1~40 위를 가 그룹, 41~80 위를 나 그룹, 81~120 위를 다 그룹, 121 위이하를 라 그룹으로구분하고 나 그룹을기준그룹으로하는 더미변수로분석하였다. 취업역량요인으로대학성적은졸업평점을, 외국체류기간이 1 년이상인경우 만을어학연수경험자로, 졸업후첫취업이전에 1 년이상시험을준비하여 취득한자격증이있는경우에만자격증취득자로, 졸업후첫취업이전을기준 으로 6 개월이상훈련을받은경우에한하여훈련경험자로, 재학중에졸업 후취업을위한경험쌓기를목적으로일한경우만을일경험자로분석하였다. 취업지원프로그램경험은재학중진로 취업관련교과목, 직장체험프로그램, 인 적성검사등직업심리검사, 교내취업박람회, 진로관련개인및집단상담 프로그램, 면접기술, 취업캠프등에참여한경험을모두합산한값을사용하였다. 다음으로노동시장요인 5) 으로졸업대학소재지는수도권 ( 서울 인천 경기 ) 과 비수도권으로구분한후비수도권을기준그룹으로하는더미변수로포함하였다. 4) 이에관한상세내용은 를참고하면된다. 5) 대학소재지와의중 - 시장임금갭뿐만아니라지역별청년층평균임금, 산업구조등을추가적으로통제할필요가있으나, 이는향후연구주제로남겨둔다.

51 의중- 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 45 끝으로의중 -시장임금갭과관련하여의중임금은취업을통해최소한으로받고자하는소득으로졸업전에전체를대상으로조사하고, 2011년 8월과 2013년 8월시점에서는미취업자만을대상으로조사하였다. 본연구가졸업후첫취업을관심으로하기때문에미취업자의중임금은그시기까지첫취업에성공하지못한졸업자의응답값만이의미를갖는다. 다음으로취업자시장임금은졸업후 6개월이내에첫취업에성공하여받고있는임금을사용하였다. 한편미취업자는시장임금이관찰되지않아취업자의임금함수를추정후미취업자의특성을설명변수로포함하여잠재시장임금을추정하였다. 미취업자가언제취업하느냐에상관없이신규대졸자의임금을받게된다는점을고려하면취업자와미취업자모두의시장임금은시간불변의값을갖는다. 반면미취업자의중임금은관찰시점에따라변화하기때문에의중- 시장임금갭은시간에따라그값이달라지는시간변동변수가된다. 추가적으로위에서제시한설명변수중에배우자유무, 자격증유무, 교육훈련참가여부등도구직기간영향요인에관한분석시시간변동변수로분석에포함하였다. 2. 분석방법 가. 미취업자시장임금추정을위한 Heckman 의 2단계추정법미취업자의의중임금은대졸자직업이동경로조사에서직접조사하기때문에개인별의중임금데이터확보에문제가없다. 반면미취업자가졸업후첫취업했을때기대되는시장임금은직접관찰되지않는다. 하지만취업자임금함수를추정하여미취업자의특성을추정된임금함수에대입하면간접적으로시장임금을추정할수있다. 이때임금함수추정에사용된표본 ( 취업자 ) 의선택이모집단 ( 취업자 + 미취업자 ) 으로부터비무작위적으로이뤄진경우해당표본을대상으로한 OLS 추정량은편의추정량이되는데, 이러한표본선택편의는 Heckman의 2단계추정법으로교정이가능하다. 구체적으로본연구에서선택 ( 취업여부 ) 방정식의설명변수에는성, 연령, 연령제곱, 전공, 평점, 배우자유무, 입학당시부모소득, 취업지원프로그램경험등을포함하였고, 6) 임금함수에는졸업후 6개월이경과한시점에서첫직장월

52 46 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 평균임금을종속변수로하고설명변수에는성, 연령, 출신대학유형, 전공, 명 성 (4 년제대졸자 ), 어학연수경험, 일경험, 졸업대학소재지등을포함하였다. 나. 확장형콕스회귀분석 (Extended Cox-Regression) 절단자료를포함한기간분석방법인생존분석 (Survival analysis) 에사용되는위험률 (Hazard Rate) 을살펴보겠다 (Greene, 2008). 먼저확률변수 T의연속확률분포를 로정의하고, t가확률변수 T의관찰값이라고가정하면누적확률분포함수 는다음과같이정의된다. Pr 또한기간변수 T 가 t 기간까지생존 ( 지속 ) 한이후다음기간 ( ) 에사망 ( 탈출 ) 할확률, 즉위험률 (Hazard Rate) 은다음과같이정의된다. Pr 위식을일반화한위험률은 기간변수 T 가최소 t 기간까지생존 ( 지속 ) 한후 바로다음기간에사망 ( 탈출 ) 할순간위험률 ( 탈출률 ) 을의미하고다음과같은 식으로표현된다. lim Pr Cox 의비례위험모형 (Cox's Proportional Hazard model) 은위험률에대한가 정대신기준위험률 (baseline hazard rate) 을두고개인특성들이기준위험률에 대비하여위험함수에어떤영향을주는가를파악하는준모수모형이다. 이모형은개체 의 t 시점에서의위험률 와이에영향을주는요인,,,,, 와의관계를다음과같이표현한다 ( 박재빈, 2007). 6) 익명의심사자는추가적으로대학소재지, 어학연수, 일경험등이포함될필요가있다고지적하였다.

53 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 47 여기서 는기준위험률 (baseline hazard rate) 을의미하며양변에자연대 수를취하면다음과같은식으로전환된다. log log 비례위험모형에서 의추정은 Cox(1972) 가제안한사건이발생한때의우도만고려하고절단에대한우도는고려하지않는부분우도 (Partial Likelihood) 를이용한다. (j=1, 2, 3,...K) 이방법에서 의분모는사건이발생할때의위험세트에속해있는개체의 수로서 j 번째사건이일어나기직전까지생존한사람의수를의미하며이를 로표시하면일반적으로다음처럼표현할수있다. 그러나설명변수의영향으로개체마다의위험률이달라지는경우에는 는 j번째사건이일어난개체의해저드가분자가되고분모는그때에위험세트를이루고있는모든개체의위험률을합한것이된다. 설명변수가 로하나인경우에 는다음과같다. ( 는 m 개가시점 에서위험세트에포함됨을의미 ) 이를바탕으로부분우도는다음과같이표현된다. 지금까지의분석방법은생존확률에영향을주는설명변수값이고정된경우 로시간에따라설명변수값이달라지는경우가있는데, 이를확장형콕스의

54 48 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 비례위험모형이라고부른다. 이모형은사건이발생한시점에서위험세트에속 하는개체를추려내고그때의시간변동변수값을사용하여일반적콕스비례적 위험모형에서와같이모수 를추정하게된다. Ⅳ. 분석결과 1. 표본특성별분포및구직기간 < 표 1> 에는분석에사용한표본특성별분포와첫취업까지의구직기간이제시되어있다. 남성이 5,315명 (51.4%) 으로여성보다많았지만, 구직기간은여성 (7개월) 이남성 (6개월) 보다길었다. 연령별로는 24~27세가 6,032명 (58.3%) 으로가장많았지만, 구직기간은 23세이하 (5개월) 가가장짧으나통계적으로유의하지않았다. 학력별로는 4년제졸업자가 7,606명 (73.5%) 으로전문대졸업자보다많았고, 구직기간도 4년제 (7개월) 가전문대 (4개월) 보다길었다. 전공별로는사회계열 (2,683명, 25.9%) 과공학계열 (2,496명, 24.1%) 이전체중 50% 를차지하였고, 구직기간은의약계열 (2개월) 이가장짧고교육계열 (13 개월 ) 이가장길었다. 일경험자와어학연수경험자는각각 1,198명 (11.6%) 과 662명 (6.4%) 으로많지않았고, 구직기간은경험자가미경험자보다짧았다. 계속해서대학명성이 가 그룹인표본이 3,024명 (39.8%) 으로가장많았고, 라 그룹에속한표본은 879명 (11.6%) 으로나타났다. 대학명성별구직기간은 가 와 나 그룹이 7개월, 다 그룹이 8개월, 라 그룹이 6개월로나왔다. 대학입학당시부모소득이월평균 300만 ~500만원미만이라는표본이 4,185명 (41.4%) 으로가장많고, 700만원이상자도 772명 (7.6%) 으로적지않았다. 구직기간은입학당시부모소득이많을수록짧았다. 이어서, 관찰기간동안졸업후첫취업에성공한표본이 8,590명 (82.7%) 인반면, 졸업후 43개월이경과할때까지취업하지못한표본이 1,754명 (17.3%) 으로적지않았다. 끝으로, 졸업후첫취업까지기간의중위값 (median) 은 6개월이다.

55 < 표 1> 표본특성별분포및구직기간 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 49 ( 단위 : 명, %, 개월 ) 표본수 비율 중위값 log rank 값 10, 남성 5, 성 여성 5, 세이하 2, 연령 24~27세 6, ~34세 1, 전문대 2, 최종학력 4년제 7, 인문 1, 사회 2, 교육 전공 공학 2, 자연 1, 의약 예체능 1, 없음 9, 일경험 있음 1, 없음 9, 어학연수 있음 나 그룹 2, 대학명성 다 그룹 1, 가 그룹 3, 라 그룹 만원미만 ~300만원미만 3, 입학당시 300~500만원미만 4, 부모소득 500~700만원미만 1, ~1,000만원미만 ,000만원이상 취업여부 취업 8, 미취업 1, 주 : 는각각 0.01, 0.05, 0.1 수준에서유의함을의미함. 2. 의중 - 시장임금갭추정 다음으로대졸자의졸업전의중임금, 졸업후 6 개월이경과한시점에서의 시장임금그리고의중 - 시장임금갭을살펴보겠다.

56 50 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 < 표 2> 에전문대및 4년제졸업자의졸업전월평균의중임금이제시되어있다. 4년제졸업자의의중임금이 230.5만원으로전문대졸업자의 186.4만원보다약 45만원많았다. 전문대와 4년제졸업자간에표본특성별의중임금의경향성에는큰차이를보이지않아 4년제졸업자를중심으로요약하면다음과같다. 남성이여성보다, 국 공립대가사립대보다, 수도권이비수도권소재대학보다 ( 전문대는반대 ), 의약및공학계열이다른계열보다, 어학연수경험자가미경험자보다의중임금이높게나왔다. 대학명성의경우에도명성이좋을수록의중임금이증가했는데, 가 그룹의의중임금이 253.6만원으로 라 그룹의 203.7만원보다약 50만원이많았다. < 표 2> 전문대및 4 년제졸업자의졸업전의중임금 ( 단위 : 만원 ) 성별 대학유형 대학소재지 전공계열 어학연수 대학명성 전문대졸업자 4 년제졸업자 평균편차평균편차 전체 여성 남성 사립대 국 공립대 비수도권 수도권 인문 사회 교육 공학 자연 의약 예체능 없음 있음 가 그룹 나 그룹 다 그룹 라 그룹 표본수 2,738 7,606

57 의중- 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 51 이어서, 대학졸업후 6개월이경과한시점에서취업자의시장임금은조사에서파악된월평균임금을사용하고, 미취업자가취업했을때기대되는시장임금은취업자임금함수에미취업자의특성을대입하여얻은예측치를사용한다. < 표 3> 에는 GLS로취업자임금함수를추정한결과가제시되어있다. 7) 추정결과에따르면, 남성, 연령이증가할수록, 국 공립대가사립대보다 (4년제졸업자만 ), 수도권, 교육계열 (4년제만) 과의약계열 ( 전문대만 ) 이다른계열보다, 어학연수와일경험자가미경험자보다 (4년제만 ) 임금이높았다. IMR은전문대의경우통계적으로유의하지않았지만 4년제졸업자는다른조건이동일하다면, 현재취업자보다미취업자의임금이더높았고통계적으로도유의하였다. 한편다른조건이동일할때대학명성이 나 그룹에비해 가 그룹은월평균임금이약 35만원증가한반면, 다 와 라 그룹은 20만원이감소하였다. < 표 3> 전문대및 4 년제졸업자의시장임금함수추정결과 전문대졸업자 4년제대졸자 상수 97.6( 21.08) 151.1(24.175) 성별 ( 남성 =1) 20.7( 3.547) 18.0( 3.841) 연령 2.5( 0.704) 5.5( 0.915) 대학유형 ( 국 공립 =1) 7.1( 6.557) 10.3( 3.458) 대학소재지 ( 수도권 =1) 11.7( 2.668) 20.8( 3.129) 사회 =1-3.2( 6.440) 1.4( 3.869) 교육 =1-17.0(11.485) 40.3( 5.544) 전공 공학 =1 7.8( 7.068) -2.5( 5.105) ( 기준그룹 : 인문 ) 자연 =1 6.8( 7.719) -6.5( 4.793) 의약 =1 21.9(10.463) -6.6( 7.827) 예체능 =1-10.1( 7.141) -26.6( 5.144) 어학연수 ( 경험자 =1) 11.7(10.205) 8.2( 3.536) 일경험 ( 경험자 =1) -0.8( 4.291) 5.6( 3.154) Invmills -25.0(16.950) -41.2(11.353) 대학명성 ( 기준그룹 : 나 그룹 ) 가 그룹 =1-36.5( 3.356) 다 그룹 = ( 3.065) 라 그룹 = ( 3.331) 표본수 1,489 3,656 F-value 주 : 는각각 0.01, 0.05, 0.1 수준에서유의함을의미하며, ( ) 안값은 robust 표준오차. 7) 취업여부에대한프로빗추정결과는 < 부표 1> 에제시되어있다.

58 52 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 < 부표 2> 에는취업자의관찰된시장임금과위에서추정된임금함수에미취업자의특성을대입하여얻은예측된시장임금의평균이제시되어있다. 관찰된월평균시장임금과예측된월평균시장임금차이를보면, 전문대졸업자는 5만원내외로크지않았다. 반면, 4년제졸업자는임금차이가약 10만 ~15만원정도로전문대졸업자보다는크게나왔다. < 표 4> 전문대및 4 년제졸업자의의중 - 시장임금갭 ( 단위 : 만원 ) 전문대졸업자 4년제졸업자 의중임금 시장임금 임금갭 의중임금 시장임금 임금갭 전체 성별 여성 남성 세이하 연령 24~27세 ~-34세 대학유형 사립대 국 공립대 대학 비수도권 소재지 수도권 인문 사회 교육 전공계열 공학 자연 의약 예체능 어학 없음 연수 있음 일자리 없음 경험 있음 가 그룹 대학 나 그룹 명성 다 그룹 라 그룹

59 의중- 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 53 위의결과들을토대로한월평균의중 -시장임금갭이 < 표 4> 에제시되어있고, 4년제졸업자를중심으로결과를살펴보겠다. 먼저, 전체평균임금을기준으로한갭 (23.5만원 ) 뿐만이아니라응답자특성을기준으로한갭에서도모두의중임금이시장임금보다높은값을보였다. 이러한결과는전문대졸업자에서도동일하게나왔다. 표본특성별로임금갭을요약하여살펴보면, 여성, 연령이낮을수록, 사립대, 비수도권, 예체능및의약계열, 어학연수와일자리미경험자, 대학명성이낮을수록월평균의중임금과시장임금사이의갭이더크게나왔다. 다만, 이와같은결과는집단수준에서평균차이로개인의첫취업구직기간과직접적으로연관지어해석할수없다는점을유의할필요가있다. 3. 의중 - 시장임금갭이첫취업까지의기간에미치는효과 대졸자의의중- 시장임금갭이첫취업까지의구직기간에미치는효과는확장형콕스회귀모형으로추정하였다 ( 표 5 참조 ). 전체를대상으로한추정결과를중심으로성별추정결과도함께살펴보겠다. 먼저, 남성이여성보다미취업탈출확률이통계적으로유의하게높았다. 즉, 다른조건이동일할때남성이여성보다졸업후첫취업까지의구직기간이더짧다는것을의미한다. 연령은전체에서는영향을주지않았지만, 남성의경우연령이증가할수록미취업탈출확률이높아졌고통계적으로유의하였다. 최종학력은성별에따라효과가다른데, 남성은교육연수가증가할수록미취업탈출확률이높아지는반면, 여성은탈출확률이낮아졌다. 전체표본대상에서졸업대학이국 공립대인경우가사립대에비해미취업탈출확률이낮았지만, 성별분리추정에서는그효과가사라졌다. 대학소재지가수도권인경우가그렇지않은경우에비해미취업탈출확률이더높았고통계적으로도유의하였지만여성에게는영향을주지않았다. 전공은전체대상에서인문계열에비해사회, 공학, 자연, 의약계열의미취업탈출확률이더높고통계적으로유의하였지만, 남성의경우여기에예체능계열이추가되고, 여성은사회와자연계열이제외된다. 다음으로전체및성별분리추정모두에서졸업평점이높을수록, 취업지원

60 54 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 프로그램참여수가증가할수록미취업탈출확률이높아졌고통계적으로도유의하였다. 이어서, 어학연수경험자 ( 여성제외 ), 일경험자, 자격취득자 ( 남성제외 ), 훈련참여자가그렇지않은경우보다미취업탈출확률이높고통계적으로도유의하였다. 입학당시부모소득이 300만 ~500만원미만에비해 100만 ~300 만원미만인경우는미취업탈출확률이낮은반면, 1,000만원이상인경우에는탈출확률이높았고통계적으로도유의하였지만, 이러한효과는전체와여성에게만나타나남성의미취업탈출확률에는부모소득이영향을주지않는것으로분석되었다. 배우자가있는경우가없는경우에비해미취업탈출확률이낮고통계적으로유의하였지만, 남성은이와반대되는결과를보였다. 이상의결과는앞서소개한선행연구결과들과큰차이를보이지않는다. 다만, 어학연수, 일경험, 자격, 훈련등에대한투자수준을통제하면대체적으로취업역량요인에대한투자가구직기간을단축시키는긍정적인효과를내고있음을확인할수있다. 한편전체표본을대상으로다른변수들을통제한상태에서의중-시장임금갭의값이커질수록미취업탈출 ( 즉, 취업 ) 확률이높아구직기간이단축되나이러한차이가통계적으로유의하지는않았다. 비록의중-시장임금갭이구직기간에미치는효과가통계적으로유의하지않았지만, 추정계수부호는일반적인기대와는반대되는것이다. 즉, 의중 -시장임금갭의값이커진다는의미는시장임금이고정이라면의중임금이더높아진다는것으로이값이증가하면미취업탈출확률이낮아져서구직기간이길어질것으로기대되기때문이다. 하지만, 의중 -시장임금갭이구직기간에미치는효과를성별로분리추정하면다른결과를보인다. 여성의경우에는일반적인기대처럼의중-시장임금갭의값이커질수록미취업탈출확률이낮아져서구직기간이길어지나통계적으로유의하지는않았다. 즉, 여성대졸자의경우임금에대한눈높이조정이구직기간을단축시키지는못하고있어, 여성대졸자의실업원인이공급측면뿐만아니라수요측면에도존재함을시사한다. 이와달리, 남성의경우는의중 -시장임금갭의값이커질수록미취업탈출확률이높아구직기간이단축되고통계적으로도유의하였다. 이를달리보면, 시장임금이고정이라면의중임금이낮을수록구직기간이길어진다는것을의미한다. 이러한결과에대한원인을찾기위해최종학력별성별로분리추정한결과를이어서살펴보겠다.

61 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 55 < 표 5> 졸업후첫취업까지의구직기간영향요인추정 전체 남성 여성 성별 ( 남성 =1) 0.083(0.029) - - 연령 0.008(0.007) 0.017(0.010) (0.010) 교육연수 (0.016) 0.065(0.022) (0.022) 대학유형 ( 국 공립 =1) (0.030) (0.040) (0.046) 대학소재지 ( 수도권 =1) 0.057(0.024) 0.089(0.033) 0.017(0.035) 사회 0.105(0.042) 0.179(0.067) 0.042(0.055) 교육 (0.056) (0.100) (0.069) 전공 공학 0.336(0.043) 0.461(0.065) 0.146(0.070) ( 기준그룹 : 인문 ) 자연 0.128(0.048) 0.232(0.076) 0.051(0.063) 의약 0.609(0.054) 0.715(0.092) 0.485(0.068) 예체능 0.019(0.050) 0.134(0.080) (0.064) 졸업평점 0.176(0.028) 0.214(0.038) 0.118(0.042) 어학연수 ( 경험자 =1) 0.108(0.045) 0.215(0.060) (0.068) 일경험 ( 경험자 =1) 0.099(0.034) 0.085(0.051) 0.114(0.046) 취업지원프로그램 0.034(0.006) 0.039(0.008) 0.028(0.009) 자격 ( 취득자 =1) 0.064(0.029) 0.011(0.043) 0.102(0.038) 훈련 ( 참여자 =1) 0.260(0.085) 0.245(0.109) 0.284(0.137) A 0.001(0.063) 0.037(0.080) 0.003(0.103) 부모소득 B (0.025) (0.034) (0.037) ( 기준그룹 :300만 ~ C 0.039(0.037) 0.026(0.054) 0.056(0.051) 500만원미만 ) D 0.049(0.055) 0.017(0.078) 0.077(0.078) E 0.147(0.062) 0.089(0.083) 0.217(0.092) 배우자 ( 유 =1) (0.088) 0.191(0.109) (0.148) 의중- 시장임금갭 0.000(0.000) 0.000(0.000) (0.000) 표본수 10,224 5,257 4,967 관측수 145,790 70,840 74,950 LR 주 :1) 는각각 0.01, 0.05, 0.1 수준에서유의함을의미하며, ( ) 안값은표 본오차임. 2) 부모소득 A=100만원미만, B=100만 ~300만원미만, C=500만 ~700만원미만, D=700만 ~1,000만원미만, E=1,000만원이상. < 표 6> 은전문대와 4 년제졸업자에대한성별분리추정결과중의중 - 시장 임금갭이구직기간에미치는효과를정리한것이다. 8) 8) 분석에는성, 연령, 대학유형, 대학소재지, 전공, 평점, 어학연수, 일경험, 취업지원프로그램수, 자격, 훈련, 부모소득, 배우자유무, 대학명성 (4 년제만 ) 등을통제하였다.

62 56 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 < 표 6> 의중 - 시장임금갭이구직기간에미치는효과전체 남성 여성 전문대 (0.000) (0.001) 0.000(0.001) 4년제 0.000(0.000) 0.000(0.000) (0.000) 주 : 는각각 0.01, 0.05, 0.1 수준에서유의함을의미하며, ( ) 안값은표본오차임. 전문대의경우전체및성별분리추정모두에서의중 -시장임금갭이구직기간에유의한영향을주지못하고있었다. 한편, 4년제졸업자의경우전체와남성에서의중 -시장임금갭의값이커지면, 미취업탈출확률이증가하여구직기간이단축되고통계적으로유의하였다. 이상의결과를토대로의중 -시장임금갭 ( 눈높이조정 ) 의효과를정리하면, 전문대졸업자와 4년제여성졸업자의경우는눈높이조정이구직기간을단축시킨다는뚜렷한증거를발견하지못하였다. 반면, 4년제남성졸업자의경우에는시장임금이고정이라면의중임금이낮을수록구직기간이길어져눈높이조정이오히려부정적인효과를보였다. 그렇다면 4년제남성졸업자에게서이런결과가나온이유는무엇일까? 이에대한단초는고시및 7 9 급공무원, 공사, 노무사등과같은공무원이나면허성전문자격시험을준비하는이른바공시족 ( 公試族 ) 에서찾을수있다. < 표 7> 에는 2011년 1차조사에서파악한대학재학중또는현재까지공무원및면허성전문자격시험준비경험자의비율과졸업전의중임금이제시되어있다. 먼저, 전체표본중시험준비경험이있다는비율은 21.7% 였으며, 4년제졸업생의경험비율은 25.1% 로더증가하였다. 4년제졸업생 ( 교육대제외 ) 의성별로는여성 (28.2%) 이남성 (22.5%) 보다근소하게높았다. 다음으로 4년제남성졸업자의대학명성별경험비율은 가 와 나 그룹이각각 26.0% 와 21.7% 였으며, 공무원시험준비경험자내구성비는 가 와 나 그룹이각각 45.8% 와 28.2% 로나타났다. 요약하자면, 공무원및면허성전문자격시험준비자는명성이높은 4년제대학졸업자에게집중되어있다고할수있다. 한편, 4년제졸업남성공시족의의중임금이 240.9만원으로비공시족의중임금인 245.2만원보다적었고, 대학명성별로도 라 그룹을제외한나머지그룹에서는동일하였다.

63 < 표 7> 공무원시험준비경험비율및의중임금 전체 4 년제졸업자 4 년제남성졸업자 최종학력 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 57 시험준비경험비율 의중임금 공시족비 ( 非 ) 공시족 ( 단위 :%, 만원 ) 졸업 6 개월후취업자임금 전체 전문대 년제 교육대 남성 성별 여성 대학명성 주 :( ) 안값은구성비율임. 전체 22.5(100.0) 가 그룹 26.0( 45.8) 나 그룹 21.7( 28.2) 다 그룹 20.7( 18.1) 라 그룹 15.5( 7.9) 이제 4년제남성의경우시장임금이고정이라면의중임금이낮을수록구직기간이길어지는현상에대해다음과같은설명이가능하다. 동일한시장임금을갖는두졸업자가있고, 이들중한명만이공무원시험준비자라고하자. 이런상황에서두사람이동일한임금으로일자리제의를받는다면, 시험비준비자는제의된시장임금이의중임금보다크면취업하지만, 시험준비자는이경우에도일자리를수락하지않고구직자로남아있게되어시장임금이고정이라면의중임금이낮을수록구직기간이길어지게된다. 이처럼 4년제남성졸업자가시장보다낮은임금을감수하면서공무원및면허성전문자격시험을준비하는이유는고용안정성이확보된일자리가노동시장에서부족하기때문일것이다. 따라서이들을대상으로하는눈높이의차이를보상해주기위한일시적인임금지원정책은효과를거두기어렵다는점을시사한다.

64 58 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 Ⅴ. 결론 본연구는대학졸업후첫취업까지의구직기간에어떤변수가어떤영향을주는가를실증분석하였다. 특히, 최종학력 ( 전문대, 4년제 ) 과성별로집단을나눈후각집단에서대졸자의의중-시장임금갭이의미하는눈높이불일치가취업을저해하고있는가를중점적으로분석하였다. 실증분석을통해밝혀진주요내용을요약하면다음과같다. 첫째, 대학졸업후첫취업까지소요되는기간의중위값은 6개월이며, 4년제가 7개월로전문대의 4개월보다더길었다. 둘째, 4년제졸업자의졸업전월평균의중임금은 230.5만원, 전문대졸업자는 186.4만원으로나타났다. 반면졸업 6개월후의월평균시장임금은 4년제가 207.0만원, 전문대가 159.1만원으로의중임금보다시장임금이더낮았다. 셋째, 졸업후첫취업까지의구직기간을단축시키는변수로는성 ( 남성 ), 연령 ( 남성만 ), 최종학력 ( 남성은높을수록여성은낮을수록 ), 국 공립대, 수도권 ( 남성만 ), 공학및의약계열, 대학평점, 취업지원프로그램참여수, 어학연수 ( 남성만 ), 일경험, 자격 ( 여성만 ), 직업훈련, 입학당시부모소득 ( 여성만 ) 등으로밝혀졌다. 이러한결과는기존연구들과큰차이를보이지않지만, 취업을위한어학연수 (1년이상 ), 일경험 ( 취업위한경험쌓기 ), 자격증취득 (1년이상준비 ), 훈련참여 (6개월이상 ) 등과같은취업역량강화활동의내실화는구직기간을단축시키는긍정적인효과를내고있었다. 넷째, 4년제대졸자에국한하여대학명성의차이가시장임금에영향을주었고, 남성에제한되기는하나구직기간에도유의한영향을주었다. 구체적으로, 기준그룹인 나 (41~80위) 그룹에비해 가 (1~40위) 그룹의월평균임금이약 35만원더많은반면, 다 (81~120위) 와 라 (121위이하 ) 그룹은 20만원이더적었다. 구직기간의경우에는 나 그룹과 가 그룹간에는유의미한차이가없었으나, 다 와 라 그룹은 나 그룹에비해미취업탈출확률이낮았지만 다 그룹에서만통계적으로유의하였다. 다섯째, 의중-시장임금갭이의미하는눈높이불일치는전문대와 4년제여성

65 의중- 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 59 졸업자의구직기간에별다른영향을주지않았다. 이는해당집단의실업이자발적성격보다는비자발적성격이강함을시사하고있다. 여섯째, 4년제남성졸업자의경우에는의중 -시장임금갭의절대값이증가할수록미취업탈출확률이낮아져구직기간이길어졌다. 이러한결과는이른바공시족 ( 公試族 ) 이대학명성이상대적으로높은 4년제남성에집중되어있는현상과관련되어있음을확인하였다. 공시족을선택하는이유가임금보다는고용안정성때문이라는점을감안하면, 이들의실업도괜찮은일자리부족에의한비자발적성격으로볼수있다. 이상의분석결과는노동공급측의임금을중심으로하는눈높이조정만으로는대졸자의취업을촉진하는데한계가있음을시사하고있다. 따라서노동수요측은청년채용을확대하되그일자리가불완전한형태를뛰지않도록장기적관점에서적극적인투자가필요하다. 본연구는앞서제시한결과와시사점에도불구하고다음과같은한계점을갖는다. 첫째, 분석에사용한졸업전의중임금에측정오차가포함되어있을가능성을완전히배제할수없다는점이다. 이는졸업전의중임금조사시점이대학졸업후 18~24개월이경과한시점에서회고적으로응답되었기때문이다. 둘째는졸업후첫취업을임금근로이면서상용근로자로한정함으로써종사자규모나임금과같은취업의질적차이뿐만이아니라비정규직과같은다양한고용형태별분석이다뤄지지못했다는점이다. 참고문헌 김안국 (2005). 대졸청년층의노동이동분석 : 인문사회계와이공계졸업자를중심으로. 노동경제논집 28 (3) : 39~76. 김정숙 (2009). 대졸자들의취업준비활동의차이및직업이행효과. 교육과학연구 40 (1) : 141~165. 김종화 유태현 이상호 전윤구 (2007). 청년실업대책의체계적추진을위한법적기반강화방안연구. 한국경제사회발전연구원.

66 60 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 남기곤 (2009). 청년층미취업자특성에관한분석 : 미취업결정요인및낙인효과를중심으로. 산업노동연구 15 (2) : 99~123. 노경란 박용호 허선주 (2011). 진로개발프로그램참여경험이대졸청년의능력개발노력과주관적취업만족에미치는영향. 직업능력개발연구 14 (2) : 55~81. 박성재 반정호 (2006). 대졸청년층취업준비노력의실태와성과. 한국인구학 29 (3) : 29~50. 박재빈 (2007). 생존분석 : 이론과실제 신광출판사. 신종각 김정호 (2008). 대졸자첫취업기간분석. 한국고용정보원고용이슈 25 : 1~22. 신혜숙 민병철 남수경 (2014). 취업지원프로그램참여및취업성과에대한 대학취업지원기능확충사업 의효과분석. 아시아교육연구 15 (2) : 201~223. 안주엽 홍서연 (2002). 청년층의첫일자리진입 : 경제위기전후의비교. 노동경제논집 25 (1) : 47~74. 안준기 (2009). 어학연수가졸업후노동시장진입에미치는영향. 교육행정학연구 27 (2) : 203~231. 유홍준 정태인 전은주 (2014). 한국대졸경제활동인구의노동시장성과. 한국인구학 37 (2) : 49~69. 이규용 김용현 (2003). 대졸청년층의노동시장성과결정요인. 노동정책연구 3 (2) : 69~94. 이병희 윤윤규 김주영 정성미 (2009). 청년비취업자의눈높이조정과정에대한연구. 한국노동연구원. 조우현 (1995). 청년층노동자의고용문제와실업확률의결정요인분석. 노동경제논집 18 (1) : 107~128. (1998). 노동경제학 법문사. 채구목 (2007). 신규대졸자의취업및임금수준결정요인분석. 한국사회복지학 59 (4) : 35~61. 채창균 김태기 (2009). 대졸청년층의취업성과결정요인분석. 직업교육

67 연구 28 (2) : 89~107. 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 61 Cox, D. R.(1972). Regression Models and Life-Tables(with Discussion). Journal for The Royal Statistical Society 34 (2) : 187~220. Greene, W. H.(2008). Econometric Analysis. sixth edition. New Jersey : Pearson Education. Kaufman, B., and J. Hotchkiss(2006). The Economics of Labor Markets, Thomson South-Western, Chapter 13. Mortensen, D.(1986). Job Search and Labor Market Analysis. Handbook of Labor Economics, pp.849~920.

68 62 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 < 부표 1> 졸업 6 개월후취업확률 Probit 추정결과 전문대졸업자 4년제대졸자 상수 (1.998) 2.675(1.911) 성별 ( 남성 =1) (0.073) 0.159(0.042) 연령 0.053(0.159) (0.145) 연령제곱 (0.003) 0.005(0.003) 사회 0.251(0.136) 0.077(0.051) 교육 0.908(0.189) (0.065) 전공 공학 0.350(0.139) 0.395(0.054) ( 기준그룹 : 인문 ) 자연 0.310(0.153) 0.088(0.059) 의약 0.843(0.140) 0.773(0.086) 예체능 0.118(0.139) 0.084(0.065) 대학평점 0.225(0.057) 0.231(0.039) 취업지원프로그램참여수 0.045(0.013) 0.049(0.008) 100만원미만 0.039(0.124) (0.091) 부모소득 100만 ~300만원미만 0.001(0.055) (0.034) ( 기준그룹 : 300만 ~ 500만 ~700만원미만 0.261(0.102) 0.043(0.048) 500만원미만 ) 700만 ~1,000만원미만 (0.178) 0.107(0.069) 1,000만원이상 (0.182) 0.259(0.081) 배우자 ( 유배우자 =1) (0.183) 0.085(0.118) 표본수 2,673 7,551 LR 주 : 는각각 0.01, 0.05, 0.1 수준에서유의함을의미하며, ( ) 안값은표본오차임. < 부표 2> 전문대및 4 년제졸업자의월평균시장임금 전문대졸업자 4년제졸업자 (A) (B) (C) (D) (A)-(B) 관찰예측관찰예측 (C)-(D) 전체 성별 여성 남성 인문 사회 교육 전공공학 계열자연 의약 예체능 가 그룹 대학 나 그룹 명성 다 그룹 라 그룹 표본수 1,511 1,184-3,684 3,895 -

69 의중 - 시장임금갭이대졸자첫취업까지의기간에미치는영향 ( 최기성 ) 63 abstract Effects of the Gap between Reservation and Market Wage on the Period to Get First Job CHOI Ki Sung This study empirically examined whether or not the gap between reservation wage and market wage would hinder graduates getting first jobs. The findings of this study are as follows. First, the median period to get their first jobs was 6 months. Second, the monthly average reservation wage for university students was KRW 2,305 thousand, which was higher than the market wage of KRW 2,070 thousand, and the reservation wage for college graduates was KRW 1,864 thousand, which was higher than the market wage of KRW 1,591 thousand. Third, variables that can shorten the period required for getting the first job included gender, age, education level, national and public universities, Seoul metropolitan area, major, Grade Point Average (GPA), number of participating in employment support programs, number of years studying foreign language overseas, job experience, qualifications, training, and parents' income when admitted to universities. Fourth, the gap between reservation and market wage did not really have an impact on the job seeking period of the entire technical college graduates and university female graduates. On the other hand, in case of university male graduates, as the absolute gap between reservation and market wage increased, the probability exiting from unemployment decreased, thereby protracting the job seeking period. This seems due to large scale of young people preparing for civil service examinations. Keywords : the gap between reservation and market wage, the period to get first job, extended cox-regression

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71 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 65 노동정책연구 1) 제16권제2 호 pp.65~92 한국노동연구원 연구논문 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향김재원 * 유규창 ** 본연구는한국노동연구원의 2011년사업체패널조사자료를활용하여직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향및두변수의상호작용을살펴보았다. 분석결과, 기업이채용 평가 보상 교육등인사관리관행에직무분석을활용하는정도가높을수록근로자생산성 ( 인당매출액 ) 은증가하는반면, 고령인력의비중이높을수록생산성은낮아지는것으로나타났다. 직무분석을충분히활용하는기업은그렇지않은기업에비해서조건이동일하다면인당매출액이 238만원높은것으로나타났다. 또한고령화비율 (45세이상근로자비율 ) 이 1% 증가할때인당매출액은 134만원감소하는것으로나타났다. 한편직무분석활용은고령화가높은기업과낮은기업모두에긍정적인조직성과의효과를가져다주지만, 그효과는고령화가높은기업에서훨씬크게나타났다. 결론적으로본연구의결과는점차고령화가심각해지고있는한국기업에직무분석을활용한직무중심인사관리가시급히필요하다는점을시사하고있다. 핵심용어 : 직무중심인사관리, 직무분석, 고령화, 참여적작업조직, 근로자생산성 논문접수일 : 2016 년 2 월 10 일, 심사의뢰일 : 2016 년 2 월 22 일, 심사완료일 : 2016 년 6 월 13 일 * 한양대학교경영대학박사과정 (jw2010@hanyang.ac.kr) ** 한양대학교경영대학교수 (hr@hanyang.ac.kr)

72 66 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 I. 문제제기 2016년부터정년 60세가의무화되고, 우리나라기업에서인력고령화, 고인건비문제의심각성이대두되면서, 연공형임금제도나인사제도의부작용에대한논의가활발하다. 저성장기에진입한한국기업들이신규인력을채용할수있는여력이줄어들고인력고령화도심화되면서인력구조는전통적인피라미드형태에서역 ( 逆 ) 피라미드로빠르게바뀌는현상이확산되고있으며, 인력구성이달라지는만큼기존의연공중심직급, 승격, 보상등인사관리전반에변화가필요하다는공감대가형성되고있다. 연공형임금제도가적절하게작동하기위해서는인력의유입과유출이적절히이루어져서전체적으로인력구조의균형이이루어져야하며, 신입사원부터퇴직연령에가까운근로자까지인력의수가균형있게분포해야하는데 ( 정진호 김정한 김동배 이인재, 2011; Lazear, 1979, 1981), 현재한국기업의인력구조로는연공형임금이제대로작동하기가어렵다는것이다. 이에따라, 다양한분야의학자들이기업의실무자들과함께한국기업의인사관리방향에대해논의하는심포지엄도연이어개최되고있다. 1) 일각에서는글로벌스탠다드추구, 인건비부담완화, 일중심사회로의이행, 비정규직임금차별철폐등을위해직무중심인사관리로의이행이필수적이라고주장하는반면, 또다른한편에서는직무분석의객관성을담보하기쉽지않고, 경직적인직무관리로인해불확실한환경에유연한대응이어려우며, 조직내사람간의관계를중시하는한국실정에서직무분석을활용한직무중심인사관리는맞지않다는우려를표하기도한다. 하지만이런활발한논의들에비하여고령화되어가는한국기업에서연공형 1) 한국인사관리학회, 정년 60 세시대의대응방안 정책심포지엄 (2013 년 10 월 ); 서울대고용복지법센터 한국고용노사관계학회 한국노동법학회, 정년 60 세시대 : 법률적쟁점과기업의인사노무관리전략 공동심포지엄 (2014 년 1 월 ); 한국인사조직학회, 직무중심 HR : 현황과과제 학술포럼 (2015 년 9 월 ) 등.

73 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 67 인사관리의대안으로서직무중심의인사관리가과연효과적일것인가에대한학술적인연구는아직까지미미한수준이다. 기존의연구들이주로직무중심인사관리에대한개요설명및서구기업사례에대한소개정도에그치고있으며, 일부 직무급 과관련된연구 ( 예 : 김유선, 2013) 를제외하고는직무중심인사관리의효과성에대한실증연구는거의전무하다. 이는한국기업들이고성장시기에유효했던연공중심인사관리의한계를자각한것이비교적최근의일이며, 따라서학자들이직무중심인사관리에관한분석할만한데이터를확보하기어려웠기때문일수있다. 그러나한국에진출한외국계기업들을중심으로직무중심인사관리가정착된곳이많이있으며, 일부대기업들도직무중심인사관리로의이행을적극적으로모색하고있다. 2) 일례로, 최근국내기업 A사는글로벌경쟁력강화를위해직무분석을활용, 글로벌통용성이있는직무중심인사체계를구축중이다. A사의해외고객사가 A사의인사제도를직무를기반으로할것을요구하였으며, A사도직무중심인사를통해고직급화및인건비증가에선제적으로대응할수있겠다는판단하에 200여개의주요직무들에대해직무기술서를작성하고직무별필요한자격요건, 지식및기술등을분석하였다. 그리고연공에따른호봉승진을폐지하는대신직무수행역량이상승하고직무, 역할의범위가확대될경우에만급여인상및승진이가능하도록설계하였다. 또한한국노동연구원의 2011년사업체패널조사결과에따르면직무분석을실시해본경험이있는사업체는 48.4%(1,770개중 857개 ) 이다. 이들은업무및인력합리화, 직무전문화, 소요인력산정등을위해직무분석을시행하고있으며, 정원산정, 채용 / 선발기준마련, 직무급운영, 평가지표개발, 교육훈련등에직무분석을활용하고있다고응답하였다. 이는한국기업들이이미직무를기반으로한인사제도를어느정도시행하고있다는증거가될수있다. 이런상황에서한국기업들의직무분석을활용한직무중심인사관리가실제조직성과에긍정적인영향을미치는지에관한실증연구는학술적으로나실무적으로의의가있을것이다. 이논문에서는한국노동연구원의 2011년사업체패널자료를활용하여, 직무 2) 직무중심 HR 사례발표 (DHL 코리아, 포스코, 두산 ), 한국인사조직학회학술포럼 (2015 년 9 월 ).

74 68 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 의내용을분석하여그것을인사관리에활용하는기업이그렇지않은기업보다성과가더좋은지에대해검증해보고자한다. 또한고령화와참여적작업조직이라는두가지조절변수를통해, 어떤상황에서직무분석을활용한인사관리의효과성이더증대될수있는지에대해서도살펴보고자한다. Ⅱ. 이론과가설 1. 직무분석을활용한직무중심인사관리 직무중심인사관리란속인주의또는연공중심인사관리와대비되는개념으로서직무를수행하는근로자개인의특성 ( 성별, 학력, 나이, 근속연수등 ) 보다는담당하는직무의내용과상대적인가치에따라인사관리 ( 채용, 보상, 평가, 교육, 훈련등 ) 를시행하는것을말한다 ( 유규창, 2014, 2015). 이를위해서는직무분석이필수적인데, 직무분석 (Job analysis) 이란직무수행자가담당하는직무내용의요소, 작업특성, 요구되는숙련, 의무, 책임, 필요기술, 정신적 / 육체적노력등을상세하게조사하는것이며 (Harvey, 1991), 직무가잘정의되어있으면각각의직무수행요건에적합한인재를배치하여활용할수있기때문에, 누가그직무를수행하든유사한결과의도출이가능하다고가정한다. 직무분석은직무중심인사관리관행의기반이되며조직의경영에중요한역할을한다 (Milkovich, Newman & Gerhart, 2013). 흔히직무중심인사관리에대한오해로가장많이하는것이미국식직무관리는수명을다하였다는것이다. 미국에서는 20세기초테일러리즘이태동할때부터과학적이고체계적인직무분석에기반을둔인사관리가당연한것처럼받아들여졌는데, 일부에서는직원을통제하고억압하는테일러리즘이곧직무중심인사관리와동일한개념이라고여겼을수도있다. 전통적인직무분석은테일러에의한과학적관리에영향을받아직무를잘게쪼개고그과업들을잘수행할수있는표준화된방법들을찾는것이었으며, 결과적으로노동의분업과표준화는대량생산체제하에서경제적효율성을가져다주는데기여하였다

75 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 69 (Sanchez, 1994). 하지만심화되는글로벌경쟁, 짧아지는생산주기, 급격한기술혁신등의경영환경하에서는전통적인세분화된직무분석이적합하지않을수있다는우려도제기되었다 (Singh, 2008). 1980년대후반, 미국에서인사관리를통해기업경쟁력을강화하기위한목적으로전략적인사관리분야가태동하면서테일러리즘에기반을둔직무몰입형 (Job-involvement) 또는직무초점형 (Job-focused) 인사관리에대한대안으로고몰입형 (High-involvemet) 또는조직초점형 (Organization-focused) 인사관리에대한관심이증대하였다 (Lawler, 1988; Tsui, Pearce & Hitt, 1995 등 ). Tsui, Pearce & Hitt(1995) 에의하면직무초점형 (Job-focused) 인사관리는직무를세분화하여명시적으로제시하고, 근로자에게사전에정의되지않은일은시키지않으며, 시장수요, 기술등의변화가있을때마다근로계약에대한재협상을해야하는인사관리를지칭한다. 반면조직초점형 (Organization-focused) 인사관리는다양한능력과기술을가진종업원들을환경과기술변화에맞게조직내에서유연하게이용하고근로자에게높은고용보장과재량권을제공하는인사관리를말한다. 그러나조직초점형인사관리라고해서직무분석이인사관리의기반이되지않은것은아니며, 직무초점형인사관리와조직초점형인사관리의가장큰차이점은 직무 를얼마나좁게또는넓게정의하느냐에달려있다. 따라서직무가아닌속인주의인사관리가보편화되어있는우리나라의상황에서, 직무분석에기반한미국식직무중심인사관리는시대착오적이라고주장하는것은잘못된것이다. 본논문에서의 직무중심인사관리 는전략적인사관리연구자들이주장하는 직무초점형 (Job-focused) 인사관리 보다는좀더넓은개념으로서직무분석을통한객관적인직무정보가인사관리 ( 채용, 보상, 평가, 교육, 훈련등 ) 의근간으로활용되는것을지칭하고자한다. 2. 직무분석을활용한직무중심인사관리와조직성과 전략적인사관리의보편론적접근법 (Universalistic approach) 에의하면기업 이처한상황과관계없이모든기업에서보편적으로조직성과를향상시키는인

76 70 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 사관리관행이존재한다 (Huselid, 1995; Pfeffer, 1994 등 ). 이러한보편론적접근에따르면기업이인사관리에직무분석을활용하는것은베스트프랙티스 (Best Practice) 로서조직성과를높이는데기여할수있다. 직무분석을활용한직무중심인사관리가기업성과에직접적으로어떤영향을미치는가에관해실증적으로분석한연구는거의찾기어렵다. 서구에서직무분석과관련된연구는주로방법론적인측면-직무분석기법, 절차, 정확성에관련된문제-에초점이맞춰져있었고 (Harvey, 1991; Ilgen & Hollenbeck, 1991; McCormick, 1979 등 ), 직무분석을활용한인사관리와조직성과간긍정적관계가있을수있다는것은주로교과서적인주장에머물러있다 (Bowin & Harvey, 2001; Clifford, 1994 등 ). 예외적으로 Siddique(2004) 가아랍에미리트 (UAE) 의 148개기업들을대상으로진행한연구가있는데, 이연구에서는직무분석의주기 ( 적어도 2년에한번씩실시 vs. 3년이상마다한번씩또는필요할때만실시 ) 및직무분석의내용 ( 역량기반직무분석 vs. 과업기반직무분석 ) 과조직성과간의연계를보았다는점에서본연구와는차이가있다. 전략적인사관리관점에서인적자원을경영전략과연계하여성과를창출하기위해서는합리적, 체계적인직무분석이뒷받침되어야한다. 직무에대한과학적인접근이이루어질때사업의특징을잘반영한인적자원관리제도의도입과운용이용이하며내적으로일관된제도들의설계가가능하기때문이다 ( 유규창, 2014). Cappelli & Singh(1992) 은 HR 관행들을기업의전략과매칭시키기위해서는직원들이가지고있는기술과행동에대한완전한정보가필요하며, Snell(1992) 도기업의전략적목표를달성하기위해서는조직의상황에대한이해, 근로자들에게요구되는기술과행동, 그리고그것을촉진시키는 HR 관행들에대한명확한이해가필요하다고주장하였다. 이를위해서는직무분석이필수적인데, Clifford(1994) 는직무분석을통해직원들의강점과약점에대한이해가가능하며, 이를바탕으로그들의기술, 지식, 행동등을향상시킬수있는액션들을취할수있다고하였다. 또한직원들의스킬, 능력에적합한직무배치가가능하여사기진작, 직무만족, 생산성향상에도도움이된다고주장하였다. 또한 Levine(1991) 은직무분석이직원들사이에상대적인공정성을느끼도록도와주고회사의목표, 가치에직원들이몰입하도록하는효과가있으며, 직급,

77 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 71 경력경로에대한명확한설계를하여직원들이동기부여되는효과가있다고하였다. 따라서직무분석을활용한직무중심인사관리하에서는명확한업무부여및직무에적합한인재확보가가능하고직무의과학적인분석과효율적인설계를통한적정인력의산정, 직무자격조건에적합한인력의배치, 직무정보에기반을둔합리적이고공정한인사, 근로자의직무전문성강화가이뤄질수있다. 이는궁극적으로직원개개인의성과를최대한끌어내고, 또향상시켜조직성과창출에기여할수있다. 따라서본연구에서는보편론적접근을따라다음과같은가설을도출하였다. 가설 1 : 직무분석을활용한직무중심인사관리는조직성과에긍정적인영향을미칠것이다. 보편론적접근법을옹호하는연구자들과는다르게전략적인사관리의상황론적접근법 (contingency approach) 옹호자들은특정인사관리의조직성과에대한공헌이인사관리고유의특성에의해서가아니라기업이처한상황에따라다를수있다고주장한다 ( 류성민, 2013; Datta, Guthrie & Wright, 2005; Delery & Doty, 1996 등 ). 이런상황론적접근법을따른다면직무분석을활용한직무중심인사관리는특정상황과적합성또는상호작용이존재할때조직성과에더큰효과를나타낼수있을것이다. 본연구에서는조직의상황요인으로서고령화와참여적작업조직두가지를살펴보았다. 3. 고령화와조직성과 한국기업의고령화문제가심각하다는지적은상당히오래되었다 ( 정진호외, 2011). 현대자동차, 현대중공업, SK정유, GS칼텍스등한국의대표적인제조업의생산직평균연령이이미 45세를넘어서고있다는것은언론에서수차례보도되었다. 인력의고령화가생산성에미치는영향에대한연구는노동시장에서개인수준을분석단위로하여활발하게진행되어왔다. 예를들어, 1981년부터 2001년까지캐나다노동시장을분석한 Tang & MacLeod(2006) 은평균적으로 55세이상의고령인력이 55세미만의인력에비해생산성이떨어진다고결

78 72 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 론내리고있다. 반면기업수준에서고령화와생산성이나성과와관계를다룬연구는개인수준에비해서는많지않은편이며, 또한일관된연구결과를보여주지못하고있다. 기업수준에서진행된실증연구에서연령과생산성간정 (+) 의관계 (Mahlberg, Freund & Prskawetz, 2012), 부 (-) 의관계 (Lallemand & Rycx, 2009), 또는역 U자의관계 (Dostie, 2011; Liu, Tsou & Wang, 2010; Parrotta, Pozzoli & Pytikova, 2010) 등결과가혼재되어있다. 고령화가기업의생산성에긍정적인역할을한다는주장도가능하다. 예를들어, Mincer(1974) 는고령자들은오랜근무기간동안에더많은직무경험과노하우를가지고있기때문에개인의성과도높아질뿐아니라기업의성과에긍정적인영향을준다고주장하고있다. 또한 Van Yoder(2002) 는고령자의직무에대한태도가다르다고주장한다. 고령자들은나이어린근로자들에비해직무에대한관심이높고강한책임감을가지고있기때문에성과가높을것이라고주장한다. 고령화가기업의성과에부정적인영향을줄것이라는주장의근거는고령인력의신체적인역량저하때문일수도있지만 (Skirbekk, 2003), 한국기업의경우는연공형인사제도및임금체계와맞물려서고령인력이증가할수록생산성에비해인건비의부담이높아지게된다는점에서원인을찾을수있다. 최근한국에서노동연구원의사업체패널데이터를활용한실증논문들은특정연령 (50세) 이상의고령인력비율과생산성간부정적인관계가있음을보여주었으며 ( 석진홍 박우성, 2014; 장일현 이상민 유규창, 2012 등 ), 고용노동부고용형태별근로실태조사자료를사용하여분석한어수봉 (2013) 의연구에의하면한국기업근로자의생산성은전반적으로 40세전후까지상승하다가 45세이후하락한다는것을보여주었다. 또한인사관리담당자를대상으로근로자의연령증가에따른생산성변화를설문조사한김주영 조진환 (2012) 의연구에의하면산업별로연령-생산성곡선의형태가다양하게나타나지만, 대체로 45 세를지나근로자의생산성이하락한다고분석되었다. 이러한선행연구결과를바탕으로본논문에서는기업의고령화비율 ( 전체근로자대비만 45세이상근로자비율 ) 이높을수록조직성과 ( 생산성 ) 에부정적영향이있을것으로가설을세우고자한다.

79 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 73 가설 2 : 기업의고령화인력비율이높을수록조직성과에부정적인영향을미칠 것이다. 4. 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화 직무중심의인사관리는문자그대로나이나근속과같은속인적요소를가능한한배제하고하는일을기준으로인사결정을한다는것을의미한다. 그렇다면고령화의부정적인측면을직무중심의인사관리가보완할수있을것인가하는것이연구자들의관심이다. 직무분석을활용한직무중심인사관리하에서는직무에대한명확한정의와세부적인과업내용, 자격요건등을상세히기술하고, 그직무의중요도와난이도등을고려하여적합한인력을배치한다. 해당직무에대한성과기여도및역량수준을객관적으로평가하기때문에각직무담당자들은연령에상관없이자기가맡은일에대한역할과책임을다하려는노력을할것이며, 만약에연령이증가하여해당직무를수행할능력이사라진다면다른적합한직무로전배될수있을것이다. 기업이연공서열형인사관리를수용할수있는것은조직구성원의연령이고르게분포되어있고고령자의비율이높지않을때가능하다. 이것이 Lazear의이연임금가설 (1979, 1981) 이작동할수있는실질적인조건이며, 따라서연공서열형인사관리하에서고령화비율의증가는기업의인건비부담및조직성과저하의요인이된다. 반면연공이아닌직무에기반을둔인사관리가이루어지면이러한조직의부담은상대적으로줄어들수있다. 따라서본연구에서는직무분석을인사관리에잘활용하는기업에서는고령화에의한생산성저하효과가상쇄될수있을것으로가정하고자한다. 즉직무분석을활용한직무중심인사관리의긍정적인효과는고령화비율이낮은기업보다높은기업에서더많이나타날것이다. 가설 3 : 직무분석을활용한직무중심인사관리는고령화의조직성과에대한부정적인효과를완화시킬것이다.

80 74 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 5. 직무분석을활용한직무중심인사관리와참여적작업조직 직무분석에바탕을둔인사관리를시행하더라도지나치게경직적인직무관리는구성원들이업무를수행하는데있어자율성과재량권을제약하며, 변화하는환경에빨리대처할수있는능력을약화시킬위험이있다 ( 김현동, 2008; McNabb & Whitfield, 2001; Singh, 2008 등 ). 따라서직무분석은근로자들이환경변화에유연하게대응가능하도록하는인사 조직관행들과보완적으로활용될필요가있다. Wright & Snell(1998) 은인사관리의가장중요한역할중하나는기업이다양한전략적상황에적응할수있는조직의역량 (capability) 을만들어내는것이라고하였으며, 이를위해서는직원들이광범위한기술을습득할수있는기회를주고, 현장의상황에유연하게대처할수있는자율권및근로자참여기회가제공되어야한다고주장하였다. 역동적이고예측불가능한환경하에서는근로자의기능향상을통해현장의문제해결을원활히수행하는것이필요하며, 이런활동은제안활동과같은적극적이고능동적인문제해결노력으로나타난다. 작업장의유연성 (Flexibility) 의중요성이증대되면서구성원들의다양한능력을개발하고자율적인작업팀의형성, 권한위양, 구성원의참여를통해유연적인작업시스템이형성되어야기업의경쟁력이제고될수있다는것이다 (Adler, 1986). MacDuffie(1995) 는조직의유연성이직원들의광범위한기술로부터나온다고주장하였는데, 광범위한기술을보유하고있는직원들은다양한과업들을수행할수있어서운영가능한자원의유연성 (operational resource flexibility) 를추구하는데도움이된다. 또한직원들에게자율권을많이줄수록행동의유연성 (Behavioral flexibility) 이증가하여자발적인노력 (discretionary effort) 을기울일가능성이더높아지며, 제안제도, 팀활동등과같이직원들에게충분한정보를제공하고의사결정권한을주는참여적인프라 (participative infrastructure) 가갖춰질때직원들이고객의요구나경쟁자의행동에능동적으로반응할수있다는것이다. 이렇게, 근로자의다기능훈련및업무로테이션을장려하고, 전통적인직무

81 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 75 범위를넘어서는자율권을부여하며, 제안제도, 소집단활동, 팀 / 반회의와같은참여적인프라를제공하는조직관행을통틀어 참여적작업조직 이라고부를수있다 (Guest, 1987, 2000). 경우에따라서는고성과작업조직, 고몰입조직등으로불릴수있으나, 특히근로자의자율권과작업통합, 참여적인프라를강조한다는측면에서 참여적작업조직 으로명명하고자한다. 기존선행연구에서는직무중심인사관리와참여적작업조직간상호작용을살펴본연구는존재하지않는다. McNabb & Whitfield(2001) 의경우참여적작업관행 ( 팀워킹, 브리핑그룹, 품질분임조 ) 을사용하는기업에서공식적 분석적형태의직무평가를덜사용할것이라고밝혀냈지만, 변수들간직접적인상호작용이조직성과에미치는영향을본것은아니라는점에서본연구와는구별이된다. 앞서논의를토대로, 직무분석을활용한직무중심인사관리가근로자의자율권및다기능훈련, 직무순환을장려하고참여적인프라를제공하는조직관행, 즉참여적작업조직과결합될때직무관리의경직성을극복하고조직성과에더긍정적인영향을미칠수있음을예상할수있다. 따라서다음과같은가설을도출하였다. 가설 4 : 직무분석을활용한직무중심인사관리가조직성과에미치는긍정적인효과는참여적작업조직을활용하는기업에서더많이나타날것이다. Ⅲ. 자료및변수 1. 자료 본연구에서제시된가설을검증하기위해한국노동연구원의 2011년사업체패널조사 (workplace panel survey) 자료를활용하였다. 사업체패널조사는우리나라사업체의노동수요와고용구조및인사관리체계전반의현황과실태를파악하기위한목적으로실시되었으며, 현재까지 2005년, 2007년, 2009년, 2011년

82 76 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 총 4 개년도의자료가수집되었다. 본연구에사용된 2011 년자료에는총 1,770 개사업체가응답하였으며, 표본의특성은 < 표 1> 과같다. < 표 1> 분석표본의특성 분석표본 사업체수비율 (%) 산업 노조유무 근로자수 제조업 비제조업 1, 유노조 무노조 1, 명이하 ~300명 명 ~999명 ,000명이상 총계 1, 변수 가. 직무분석을활용한직무중심인사관리본연구의개념적수준 (conceptual level) 에서중심이되는변수 (focal construct) 는 직무중심인사관리 라고할수있다. 그동안직무중심인사관리에대한연구는개념적인연구가주를이루었고실증연구가부재하다보니변수의측정에대한논의도활발하게이루어지지못하였다. 본연구에서는이점을감안하여, 직무중심인사관리에서가장중요하면서도출발점이되는직무분석에초점을두어, 구체적으로각사업장에서 다양한인사관리분야에직무분석을활용하는정도 를독립변수로측정하고자한다. 사업체패널설문에서는직무분석을 직무에포함되는일의성질이나, 직무를수행하기위하여근로자에게요구되는적성에대한정보의수집과분석 이라고정의하고있다. 직무분석활용정도 를측정하기위해 2011년사업체패널설문중 (1) 직무분석을실시한적이있습니까? 라는문항과, (2) 가장최근실시한직무분석이

83 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 77 실제로활용된분야를모두선택하여주십시오 (1 정원산정, 2 채용 / 선발기준 3 직무급, 4 평가지표개발, 5 교육훈련 ) 라는문항을사용하였다. (2) 는 (1) 에서 예 라고응답한사업체들만응답을하는질문이기때문에 (1) 에서직무분석을실시한적이없다고응답한사업체는 직무분석활용정도 를 0으로코딩하였고, (2) 에서는각분야별직무분석을활용하고있다고응답 ( 무 =0, 유 =1) 한값을가산하여 직무분석활용정도 로측정하였다 ( 최소 0, 최대 5). 그리고이점수가높을수록직무분석을활용한직무중심인사관리의정도가높은것으로가정하였다. 빈도분석결과 ( 그림 1 참조 ), 직무분석활용정도가 0인사업체는 1,770개중 926 개 ( 전체의 52%) 로나타났으며, 다섯개분야모두활용하는사업체는 79개로전체의 4.5% 를차지하였다. 직무분석이가장많이활용되는분야는채용선발로서직무분석실시기업중 53% 가채용선발에직무분석을활용한다고응답했으며, 반면직무급에활용한다고응답한기업은 35% 에불과하여, 아직까지한국기업에서직무분석을활용한직무급의적용수준이높지않다는것을보여주었다. 3) [ 그림 1] 직무분석활용정도및활용분야 3) 사업체패널조사설문에있는 기본급구성내용에직무급항목이포함되었는지여부 문항으로 직무급활용정도 를측정 ( 관리자급과사원급모두에포함되어있으면 2. 한쪽만포함되어있으면 1. 둘다포함안되었으면 0) 한후이를 직무분석활용정도 와피어슨상관관계를분석하였다. 그결과유의하지않은것으로나타났다.

84 78 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 나. 고령화본연구에서는전체근로자중 45세이상근로자비율을고령화로측정하고자한다. 사업체패널조사는 2011년부터 귀사업장에근무하는정규직근로자중 45세이상인자의비율은어느정도입니까? 라는문항을설문에추가하였으며, 본연구에서는이문항에대한응답값을사용하였다. 우리나라의 고용상연령차별금지및고령자고용촉진에관한법률 에의하면고령자는 55세이상, 준고령자는 50세이상 ~55세미만으로정의되어있으며, 엄밀히말하면 45세이상 ~50세미만의근로자는고령자가아니라중장년층에해당된다. 하지만선행연구 ( 김주영 조진환, 2012; 어수봉, 2013) 에서한국기업의근로자생산성이하락하기시작하는시점을 45세로보고있기때문에, 본연구에서는 45세이상근로자비율을고령화로정의하고연구를진행하였다. 다. 참여적작업조직참여적작업조직은 Guest(2000) 와이영면 이주형 (2012) 의논문을참고하여 근로자자율권 과, 과업통합, 참여적인프라 의세가지관행을측정한뒤합산한점수를사용하였다. 근로자자율권 은사업장의대표적작업단위 ( 팀또는작업반 ) 에서 업무수행방법, 업무속도결정, 신규채용결정, 팀원훈련결정 과관련하여자율권을가지고있는지여부에관한 4개문항을 4점척도로측정하여평균한뒤표준화하였다 (Cronbach s alpha=0.832). 과업통합 은업무로테이션유무, 다기능교육훈련의유무의 2개문항을 무 =0, 유 =1 로측정한값을합산한뒤표준화하였다 (Cronbach s alpha=0.533). 참여적인프라 는제안제도의유무, 소집단활동유무, 팀 / 반회의유무의 3 개문항을 무 =0, 유 =1 로측정한값을합산한뒤표준화하였다 (Cronbach s alpha =0.617). 최종적으로, 각각의표준화된변수를합산하여 참여적작업조직 변수로측정하였는데이와같은방식은전략적인사관리의많은선행연구에서사용된바있다 ( 김재원 김성수 류성민, 2004; Bae & Lawler, 2000; Huselid, 1995; Ichniowski et al., 1997; MacDuffie, 1995 등 ).

85 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 79 라. 조직성과종속변수인조직성과는근로자의생산성을나타내는인당매출액 ( 매출액 / 평균근로자수 ) 으로측정하였으며자료의정규성을확보하기위해 Log를취한값을사용하였다. 마. 통제변수조직성과에영향을미칠수있는요인들은여러가지가있을수있는데, 본연구에서는선행연구들을고려하여노조유무, 기업규모 (Log 근로자수 ), 산업, 기업연령, 시장경쟁정도, 외국인지분율을통제변수로사용하였다. 자세한측정방법은 < 표 2> 에설명되어있다. < 표 2> 변수의측정 변수 측정방법 노조유무무노조 =0, 유노조 =1 기업규모 Log(2011 년평균근로자수 ) 통제변수 산업비제조업 =0, 제조업 =1 기업연령 사업장설립연도 시장경쟁정도사업장의주된제품서비스의국내시장경쟁정도 ( 역코딩 ) 독립변수 외국인지분율직무분석활용고령화참여적작업조직 전년말기준외국인지분비율 인사관리분야별직무분석활용여부를합산 ( 미활용 =0, 활용 =1) ( 정원산정, 채용 / 선발기준, 직무급, 평가지표개발, 교육훈련 ) 45 세이상근로자비율 근로자자율권 ( 업무수행 / 업무속도 / 채용 / 훈련자율권 )+ 과업통합 ( 업무로테이션, 다기능훈련유무 )+ 참여적인프라 ( 제안제도유무, 소집단활동, 팀 / 반회의유무 ) 종속변수조직성과 Log(2011 년당기매출액 / 평균근로자수 )

86 80 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 Ⅳ. 분석결과 1. 기초통계및상관관계분석 분석에서사용된변수들의평균, 표준편차및변수들간피어슨상관관계계수 (Pearson correlation coefficient) 는 < 표 3> 에제시하였다. 상관관계분석결과독립변수인직무분석활용은종속변수인인당매출액 (Log) 과유의수준 0.001에서강한정 (+) 의상관관계를나타내고있으며, 또한노조유무, 기업규모, 산업 ( 제조업 ), 참여적작업조직과정 (+) 적상관임을알수있다. 또다른독립변수인고령화와직무분석활용은부 (-) 의상관관계를보이고있는데, 이는고령화비율이낮은기업에서직무분석을활용한인사관리를더많이사용하고있음을나타낸다. 또한고령화와인당매출액 (Log) 은유의수준 0.001에서강한부 (-) 의상관관계를보이고있어, 고령화정도가높은기업에서근로자생산성이낮을수있다는것을보여준다고할수있다. 이밖에도인당매출액 (Log) 은고령화와시장경쟁정도를제외한모든변수와강한정 (+) 의상관관계를나타내었다. < 표 3> 각변수의기술통계및변수간상관관계 변수 평균 표준편차 노조유무 기업규모 *** 1 3. 산업 *** -.050ϯ 1 4. 기업연령 ***.227*** 시장경쟁정도 ***.063* 외국인지분률 ***.192***.143*** 직무분석활용 ***.262*** * 8. 고령화 *** -.051* -.049*.200*** 9. 참여적작업조직 ***.249*** 인당매출액 (Log) ***.203***.261***.112***

87 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 81 변수 시장경쟁정도 1 6. 외국인지분율 직무분석활용 ** 1 8. 고령화 -.042ϯ -.088*** -.148*** 1 9. 참여적작업조직 ***.393*** -.199*** 인당매출액 (Log) ***.204***.218*** -.240*** 1 주 : 전체표본 N=1,770 ϯp<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001(2-tailed test). 2. 회귀분석 직무분석을활용한직무중심인사관리와조직성과간의직접적관계 ( 가설 1) 뿐만아니라, 두변수간의관계를참여적작업조직및고령화가조절하는지 ( 가설 2, 3) 를살펴보기위해계층적회귀분석 (Hierarchical Regression) 을실시하였다. 또한다중공선성의문제를줄이기위해상호작용효과계산에사용되는독립변수와조절변수는평균중심화 (Mean centering) 한값을분석에사용하였다. 분석결과는 < 표 4> 와같다. 모델 1은통제변수만포함되었으며, 모델 2는독립변수인직무분석활용이추가되었고, 모델 3은첫번째조절변수인고령화가, 모델 4는직무분석활용과고령화의상호작용항이추가되었다. 또한모델 5는두번째조절변수인참여적작업조직이추가되었으며, 마지막으로모델 6은직무분석활용과참여적작업조직간의상호작용항이포함되었다. 여섯개의모델모두종속변수는인당매출액 (Log) 값이활용되었다. 회귀분석결과를보면, 모델 2에서통제변수외에직무분석활용변수가추가되면서 R 2 값이 0.024만큼증가되었으며이는통계적으로유의미하였다. 그리고모델 2에서직무분석활용의표준화회귀계수 β는.164로유의수준 0.001에서유의하며, 모델 3~6에서도모두유의수준 또는 0.01 수준에서유의한것으로나타났다. 따라서직무분석을활용한직무중심인사관리가조직성과에긍정적인영향을미칠것이라는가설 1은지지되었다.

88 82 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 모델 3에서고령화변수를투입한결과 R 2 는 0.05만큼유의하게증가하였으며, 고령화의표준화회귀계수 β는 -.235로서유의수준 0.001에서유의미한것으로나타났다. 모델 4~6에서도마찬가지로고령화의표준화회귀계수 β는유의미한부 (-) 의값을가지고있으며, 이는고령화인력의비율이높을수록조직성과에부정적인영향을미칠것이라는예상과일치하는결과이다. 따라서가설 2는지지되었다. 모델 4와같이직무분석활용과고령화의상호작용항의투입은.003만큼의 R 2 변화량을가져왔고, 이는통계적으로유의하였다. 두변수의상호작용항의표준화회귀계수 β는모델 4에서.56, 모델 5와 6에서.046이며일관되게.05 수준에서통계적으로유의한것으로나타났으며, 따라서직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화간의정 (+) 의상호작용을예측한가설 3은지지되었다. < 표 4> 회귀분석결과 모델 1 β 모델 2 β 모델 3 β 모델 4 β 모델 5 β 모델 6 β 노조유무 **.071*.066*.066* 기업규모.180***.142***.111***.108***.094**.095** 산업.258***.262***.259***.253***.253***.253*** 기업연령.049ϯ.049ϯ.081**.082**.085**.085** 시장경쟁정도 외국인지분율.082***.077**.060*.061*.059*.059* 직무분석활용.164***.129***.141**.106***.108*** 고령화 -.235*** -.228*** -.217*** -.216*** 직무분석활용 * 고령화.056*.046*.046* 참여적작업조직.101***.101*** 직무분석활용 * 참여적작업조직 R Adjusted R ΔR 2.024***.05***.003*.008*** - F 34.9*** 36.9*** 45.6*** 41.2*** 38.9*** 35.4*** 주 : 종속변수는 Log 인당매출액 β 는표준화회귀계수.(ϯp<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001).

89 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 83 [ 그림 2] 상호작용그래프 ( 직무분석활용 X 고령화 ) 모델 5와 6에서참여적작업조직의표준화회귀계수 β는.101로서.0001 수준에서통계적으로유의하여조직성과에긍정적영향을미칠수있음을보여주었다. 하지만모델 6에서보이듯이참여적작업조직과직무분석활용의상호작용의투입은유의미한 R 2 의변화량도가져오지못했고, 두변수의상호작용항의표준화회귀계수 β는유의하지않은것으로나타나가설 4는기각되었다. [ 그림 2] 에는가설 3의상호작용관계가그래프로표현되었다. 회귀식모델 4의결과를활용하여그린그래프에의하면고령화비율이낮은기업이높은기업에비해생산성이높게나타나지만, 직무분석을많이활용할수록생산성이향상되는정도는고령화비율이높은기업에서더크게나타남을알수있다. Ⅴ. 결론 1. 연구의시사점 본연구는직무분석을활용한직무중심인사관리가조직성과에긍정적영향 을미칠수있으며 ( 가설 1 지지 ), 고령화는조직성과에부정적영향을미치지만

90 84 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 ( 가설 2 지지 ), 고령화비중이높을때직무분석을활용한직무중심인사관리가조직성과에미치는긍정적인효과가더클수있다는것을보여주었다 ( 가설 3 지지 ). 하지만참여적작업조직은직무중심인사관리와상호작용이없는것으로나타났다 ( 가설 4 기각 ). 본연구의결과는최근인사관리의근본적인변화에대한고민이깊어지고있는학계와한국기업에몇가지의미있는시사점을제공하고있다. 첫째, 전략적인사관리관행으로서직무분석을활용한직무중심인사관리가조직성과에긍정적영향을미칠수있음을시사한다. 특히, 현재한국에서직무중심인사관리에대한기업들의관심이증가하고, 속인주의인사관리의한계를넘어직무중심인사관리가필요하다는학자들의주장이많이제기되고있지만실증적연구의뒷받침이부족했다는측면에서, 우리나라기업을대상으로한조사를통해직무분석을활용한인사관리가생산성 ( 인당매출액 ) 에기여할수있다는증거를제시하였다는점에서의의가있다. 물론서구기업에서인력계획및인사관리의기본적인도구로받아들여지는직무분석이아직은한국기업에기초적인인사관리로자리잡지못하고있는것이현실이다. 예를들어, 우리나라사업체를모집단으로한표본중 48% 만이직무분석을실시하고있었고, 정원산정, 채용 / 선발, 직무급, 평가지표개발, 교육훈련의다섯가지분야모두에직무분석을활용하는사업체는 4.5% 에불과하였다. 그럼에도불구하고직무중심인사관리의출발점인직무분석의적극적인활용은한국기업의상황에도유효하게적용될수있다는것을규명하였다. 구체적으로회귀분석결과를좀더세밀하게분석해보면, 다양한인사관리분야에광범위하게직무분석을충분히활용하는기업은그렇지않은기업에비해서조건이동일하다면인당매출액이 238만원높은것으로나타났다. 또한표본을제조업과비제조업으로나누어추가분석을해본결과, 제조업에서는직무분석을광범위하게활용하는기업이그렇지않은기업에비해인당매출액이 142만원높은데반하여, 비제조업에서는 314만원이높은것으로나타났다. 이는비제조업에속한기업일수록직무분석의효과가더큼을시사한다. 둘째, 한국기업의고령화가조직성과에미치는부정적인영향이가시적으로나타나고있다는점이다. 한국기업의고령화비율이높아지고있다는문제의

91 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 85 식은이미오래전부터주장되고있었지만 ( 서균석, 2007), 이를재무적인성과로구체화한연구는부족한편이었다. 본연구의회귀분석결과는다른조건이동일한경우고령화비율 (45세이상근로자비율 ) 이 1% 증가할때인당매출액은 134만원감소하는것으로나타났다. 고령화비율이 10% 이상높아진다면근로자 1인당매출액감소가 1,000만원을훌쩍넘어서는것을알수있다. 그리고제조업의경우에는고령화비율 1% 증가로인당매출액이 111만원감소하는데반하여, 비제조업기업에서는 149만원이감소하는것으로나타났는데, 이는고령화의부정적영향이비제조업에서더심각할수있음을시사한다. 셋째, 비록고령화정도가높은기업에서직무분석을활용한직무중심인사관리를덜사용하는경향이있는것으로나타났음에도불구하고 ( 표 3 참조 ), 직무분석활용의긍정적인효과는고령화기업에서더크게나타났다. [ 그림 2] 에서보듯이직무분석활용은고령화가높은기업과낮은기업모두에긍정적인조직성과의효과를가져다주고있다. 그러나그효과의크기는고령화가높은기업에서훨씬많이나타나고있다. 따라서본연구에서는직무분석을활용한직무중심인사관리가그자체로서도효과가있으나점차고령화가심각해지고있는한국기업에시급히필요하다는점을보여주고있다. 넷째, 예상과는달리참여적작업조직과직무중심인사관리간에는상호작용이없는것으로나타났다. 본연구에서는직무분석을활용한인사관리의단점인경직성을참여적조직의장점이상쇄할수있을것으로예상하고실증분석을하였으나이를검증하지못하였다. 본연구의결과만을놓고보았을때직무분석활용자체는다른인사관행들과보완적이거나대체적인관계가있다기보다는인사관리의기본토대가되는것으로해석할수있으며, 다만참여적작업조직은자체적인효과만으로도조직성과에긍정적인영향을미치는것으로나타나고있다. 다른조건들이동일할때근로자들에가능한한많은재량권을주고, 직무순환, 다기능교육등을통해근로자의직무를확대해주며, 제안제도, 팀활동등을통해근로자가의사결정에참여할수있는기회를제공하는것은긍정적이라고해석할수있는것이다. 다만직무분석을활용한직무중심인사관리와참여적작업조직간의상호시너지효과에대해서는아직결론을내리기는이르다고보이며추후지속적인연구가필요하다고판단되었다.

92 86 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 2. 연구의한계및향후연구과제 이러한시사점에도불구하고본연구는방법론과관련하여많은한계를가진다. 첫째, 본연구는횡단분석에머물러있어직무분석을활용한직무중심인사관리와기업성과사이의시차가있을수있음을고려하지못하였고, 따라서두변수사이에인과관계가있다고확정적으로말하기곤란하다. 둘째, 본연구는실증연구를위해연구모형에맞는설문지를직접설계하고자료를수집한것이아니라, 한국노동연구원의사업체패널조사자료를연구모형에맞게재구성하여활용하였다. 그러므로변수를조작적정의하는과정에서제한된변수들만이사용되었다. 특히본연구의가장중요한개념이라고할수있는직무중심인사관리를 직무분석을활용하는정도 로만측정하였고, 실제기업에서직무중심인사관리가얼마나잘실행되고있는지여부에대한측정은하지못하였다는점에서한계가분명하다. 4) 또한변화하는환경에유연하게대처하기위해직무분석의전략적 선제적 동태적측면을강조하는연구들이대두되고있는반면 (Sanchez, 1994; Schneider & Konz, 1989; Singh, 2008 등 ), 본연구에서는직무분석의방법과내용에따라조직성과에다른영향이있는지살펴보지못한점도한계라고할수있다. 셋째, 본연구는직무분석을활용한직무중심인사관리만으로기업성과와의관계를살펴보았는데, 이는인사관리관행들간의내적적합성을강조하는연구흐름을반영하는데부족한면이있다. 인사관행들은보상, 평가, 승격, 교육등개별관행들하나하나가조직의성과에영향을미치는것이아니라모든관행들로이루어진시스템이유기적으로적합성을이룰때전체조직의성과에영향을미칠수있다 (Arthur, 1994; MacDuffie, 1995; Wright & McMahan, 1992). 본연구에서는정원산정이나채용선발, 직무급및평가지표개발, 교육훈련등에직무분석을활용하는정도를통해직무중심인사관리를측정하였고, 점수가 4) 직무중심인사관리에대한또다른측정방법으로서 직무분석활용정도 와 직무급활용정도 각각의표준화점수를더한 index 를변수로사용한결과, 직무중심인사관리는생산성에유의미한정 (+) 의효과를나타냈으나, 고령화및참여적작업조직과의상호작용효과는유의하지않은것으로나타났다.

93 직무분석을활용한직무중심인사관리와고령화가기업성과에미치는영향 ( 김재원ㆍ유규창 ) 87 높을수록직무분석활용도가높기에각관행들간일관성이있을것이라는가정은할수있지만, 실제로각관행들간내적적합성이있는지여부에대한측정은하지못한한계가있다. 마지막으로, 본논문에서는연공주의인사관리의대안으로직무분석을활용한직무중심인사관리가대두되고있다고가정했지만, 실제한국기업에서는어느양극단의인사관리를사용하기보다는두가지인사관리방식을혼용하는경우가더많을것이다. 하지만분석자료의한계상직무중심인사관리와연공형인사관리가기업내에서공존하면서기업성과에상호보완적효과를내는지대체효과를내는지에대한정책적시사점은제공하지못하였다. 향후연구에서는종단연구를통해구체적인인과관계를살펴보고, 경영환경등다양한상황요인을보다정치하게규명하는이론적, 실증적연구가필요하며, 특히한국기업에서의직무중심인사관리에대한보다풍부한정보를담을수있는측정방법이고려되어야할것이다. 또한직무중심인사관리가연공형인사관리를완전히대체하는것이좋은지아니면상호보완적으로사용되어야하는지에관한연구도추가되어야할것이다. 참고문헌 김유선 (2013). 임금체계가임금수준과고용구조및경영성과에미친영향. 제7회사업체패널학술대회 ( 한국노동연구원 ). 김재원 김성수 류성민 (2004). 인사부서의전략적의사결정참여가인사관리의효과성에미치는영향. 인사조직연구 12 (3) : 127~161. 김주영 조진환 (2012). 제조업인력고령화와정년연장. 산업연구원. 김현동 (2008). 직무관리시스템활용이직군전환에미치는영향 : 인적자원개발프로그램의조절적효과를중심으로. 직업능력개발연구 11 (1) : 191~213. 류성민 (2013). 인사관리부문의전략적역할이조직성과에미치는영향 : 전략변화시기를중심으로. 경영연구 28 (2) : 243~279.

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98 92 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 abstract The Effects of Job-based HR and Ageing on Firm Performance Kim Jaewon Yu Gyu-Chang This paper explores the effects of Job-based HR and ageing, as well as their interaction, on firm performance using the 2011 Workplace Panel Survey(WPS) of the Korea Labor Institute. The results show that Job-based HR measured by the usage of job analysis has a positive effect on labor productivity(sales per employee), but ageing measured by the ratio of employees over 45 years old has a negative effect on productivity. The firm which heavily uses job analysis has 2.38 million won higher sales per employee compared to the firm which doesn't use job analysis at all when other conditions are equal. On the other hand, when the firm's ageing increases by 1%, the sales per employee decreases 1.34 million won when other conditions are equal. Additionally, Job-based HR has positive effects on productivity for the firms with both high and low proportion of older employees, but the positive impact of Job-based HR is significantly stronger at the firm with high proportion of older employees. Therefore, the results of this study suggest that Korean firms of which older employees have heavily increased need to introduce Job-based HR immediately. Keywords : job-based HR, job analysis, ageing, labor productivity, participatory work practices

99 역할급의이론적검토와시사점 ( 박우성ㆍ이병하 ) 93 노동정책연구 1) 제16권제2 호 pp.93~121 한국노동연구원 연구논문 역할급의이론적검토와시사점 박우성 * 이병하 ** 역할급으로대변되는일본의임금체계개편은연공성을완화하는데기여했다는평가를얻고있다. 역할급은기본급구성의논리를직무수행능력이아니라역할의크기에기초함으로써조직에서부여되는역할이변화하지않는이상원칙적으로는연공적임금인상이불가능하기때문이다. 이러한점때문에우리나라에서도역할급에대한관심이증가하고있다. 그러나역할급자체가명확한이론적틀에입각해서개발되고발전된제도가아니기때문에이를둘러싸고서로다른관점이공존하며일본연구자들사이에서조차역할급에서의역할이무엇인지에대한공감대는크게부족한실정이다. 본연구는일본연구자들의연구결과를중심으로일본역할급의등장배경과이론적기초를검토하는것을목적으로하고있다. 연구결과, 역할급은사람보다는일에기초한임금체계이며역할급에서역할개념은직무역할과조직역할이라는이중적구조를가진다. 이러한역할의이중적구조로인해역할급은직능급에비해일의가치나역할을반영하면서도직무급보다유연하게인력을운용할수있다는장점을가진다. 그러나그러한이중적구조가역할에대한이해를어렵게하거나직무급과의차이가모호해지는이유가되기도한다. 한편일본역할급은우리나라에서도기본급자체에서연공성을줄일수있는임금체계개편이필요하다는점, 그리고기업주도적으로기본급의결정논리를합리적으로변화시키려는개편노력이적극적으로모색되어야한다는중요한시사점을제공한다. 핵심용어 : 역할급, 임금체계, 직능급, 일본기업 논문접수일 : 2016 년 3 월 10 일, 심사의뢰일 : 2016 년 5 월 10 일, 심사완료일 : 2016 년 5 월 18 일 * 경희대학교경영대학교수 (pwoosung@khu.ac.kr) ** 일본한난대학교경영정보학부교수 (bhlee@hannan-u.ac.jp)

100 94 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 Ⅰ. 서론 2013년 4월국무회의를통과한 60세정년법은 2026년초고령사회로의진입이예상되는한국사회에반드시필요한조치이기는하지만별다른준비없이정년연장을맞이해야하는기업들의입장에서는매우커다란고민이될수밖에없다. 정년연장이인적자원관리와관련해서제기하는과제는매우심각하고다양하지만 ( 안종태외, 2014) 그중에서도매우시급한과제가임금체계의개편이다. 정년연장이초래하는어려움중에서도기업들이느끼는가장큰문제점이바로인건비의증가이기때문이다 ( 경영자총협회, 2013). 고용상연령차별금지및고령자고용촉진법에서정년을의무적으로 60세이상으로설정하는대신임금체계개편에대한협의를노사간에반드시할것을명시하고있는것도그때문이다. 정년연장에따른인건비부담에대응하기위해많은기업들에서임금피크제에대한관심이다시증가하고있고삼성전자를포함한일부기업들은정년연장과함께임금피크제를이미도입한바있다. 또한정부도공공부문을시작으로임금피크제를빠르게확산시킨다는정책적방향을명확히천명한바있다. 사실임금피크제는고용상연령차별금지및고령자고용촉진법통과이전에도고령인력의고용불안에대처하는한편, 기업의인건비부담과인사적체를해소하기위한대안으로금융권을중심으로일부기업들에서도입하여운영해왔다. 그러나과거의경험에비추어볼때임금피크제에대한평가는그다지긍정적이지않다. 근본적인관점에서볼때연령에기초해서일률적으로임금을삭감하는방식자체가합리적인인사제도라고보기는어려우며또한임금피크제적용대상자들에게어떤업무를부여하고어떻게동기부여를시킬것인가에대해명확한대안이부족하기때문이다. 그런점에서볼때임금피크제는고령화와인건비부담에대한일시적인대안일수는있으나근본적인대안이라고보기는어렵다. 근본적인임금체계개편의방향이연공성의완화또는폐지라는점은임금관

101 역할급의이론적검토와시사점 ( 박우성ㆍ이병하 ) 95 리전문가들의공통된견해라고할수있다. 근속연수에비례해서임금이상승하는연공적체계가고령인력의역할및성과와보상간의격차를확대시키고, 그에따라기업이고령인력을내보내고싶어하는유인을증가시키기때문이다. 연령과관계없이능력과성과를내고그에상응하는보상을받는한기업에서얼마든지오랫동안근무할수있는임금제도가고령화시대에바람직한제도이다. 이러한맥락에서연공성을방지할수있는다양한대안들이적극적으로모색되고있으며그중요한대안으로거론되고있는것이직무급이다. 한편직무급에대한관심못지않게일본기업들에서도입되어연공성을줄이는데기여한것으로평가되는역할급에대한관심도적지않다. 일본은잃어버린 10년대신에일중심의임금체계로의개편에성공한듯보이며이는곧미국식으로표현하자면직무중심이고일본식으로말하자면역할중심의임금체계이다 라는임금전문가의지적이이를대변한다 ( 남재량, 2014). 역할급에대한높은관심은, 직무급에대해서는한국에서의적용가능성에대한비판이나논란이적지않은반면, 우리와유사한문화와제도, 임금의강한연공성의문제에직면했던일본기업의사례가더유익하지않을까하는낙관적인기대도상당부분작용하고있다고할수있다. 그러나그러한관심의크기에비해서국내에서역할급을설명하는자료는매우부족한실정이다. 국내에역할급과관련해서참고할수있는자료들이일부존재하기는하지만 ( 石田光男, 2014; 안희탁, 2014; 김동배, 2014, 2015; 신재욱, 2015a, 2015b, 2015c; 고용노동부, 2014, 2015) 대부분제도에대한소개정도의수준에머무르고있으며, 역할급에대한깊이있는이해나한국기업에의적용가능성에대한검토는부족한실정이다. 예외적으로김동배 (2014, 2015) 의경우일본임금체계의변화와관련하여역할급에대한사례와함께적용가능성에대한문제제기를하고있다. 그러나여전히역할급에대한통합적인이해및깊이있는이론적검토에는이르지못하고있다. 특히역할급에대해서는임금연구자나실문전문가들사이에서도아직명확한이해가부족하거나경우에따라서는상당한오해가존재하는것이현실이다. 따라서역할급이한국임금체계개편의대안으로검토되기위해서는이론적체계에대한깊이있는논의가반드시필요하다. 본연구는이러한문제의식

102 96 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 을가지고일본에서출간된자료들을활용하여역할급의이론적논리를비판적 으로검토한후향후우리나라임금체계개편에필요한시사점을도출하는것 을그목적으로한다. Ⅱ. 역할급의등장배경및도입현황 1. 일본임금제도의변천사 전후일본의임금제도는연공급전산형임금제도 전환모색의시기 ( 직무급 vs. 직능급 ) 직능급의정착 성과주의임금 ( 역할급혹은직무급 ) 으로이어지는변화를보여왔다 ( 日本經団連, 2010 : 15~19). 연공급을대표하는전산형 ( 電産型 ) 임금제도는전후강력해진노동조합의힘을배경으로생활급을보장하기위한목적으로도입되면서하나의지배적인임금제도로정착되었으며, 이후일본기업들이도입한연공임금의기본적인틀을제공하게되었다. 전산형임금제도는고과에의한능력급이일부존재하기는했으나기본적으로임금의 80% 정도가연령이나근속, 가족등에의해결정된다는점에서연공급혹은생활급임금을대표한다고할수있다. [ 그림 1] 은 1946년에체결된전산형임금체계를나타내고있다. [ 그림 1] 전산형임금체계 자료 : 孫田良平編 (1970), 年功賃金の歩みと未來, p.159.

103 역할급의이론적검토와시사점 ( 박우성ㆍ이병하 ) 97 < 표 1> 일본인사제도의역사 1950~60년대전반 1965~80년대 1990~ 현재 개혁의표어 직무급화 능력주의화 성과주의화 개혁의수단 직무분석직무평가 능력자격제도 - 개혁의성과 실패 성공 성공인가? 실태 연령 학력 성별연공제도및약간의사정 ( 고과 ) 연구연공질서및그변용 자료 : 石田光男 (2003), p.181. 연공제와능력주의의조화 능력개발, 기능형성, 커리어 연공제축소및능력주의의재정의 일의이론 ( 仕事論 )? 전산형임금제도가대표하는연공급에대한반성은최근에갑자기등장한것은아니며이미오래전부터모색된바있다. 일본의임금개혁을이론적이고분석적인틀을가지고접근하는드문저자중의한사람은이시다미츠오 ( 石田光男 ) 이다. 그는전후일본의임금제도개혁을크게다음과같이 3개의단계로구분하여설명한다 ( 石田光男, 2003). 제1기는일본사회전체가지향했던근대화로의희구가인사제도에도농염하게나타났던시기이며구미화를향한지향은직무급으로의전환이라는정책목표로나타났다. 그러나이시기의직무급도입은야와타 ( 八幡 ) 제철, 쥬우조 ( 十條 ) 제지등을제외하고는대부분실패로끝났다. 이두기업에서도이후제도가변질되어직무급이아닌능력급적인성격을띠게되었다. 실패의가장근본적인원인은직무급이일본적토양에맞지않았다는것이다. 직무와사람간의대응적관계가사전에정해지지않은채사람에대한평가를먼저한후에관리자의재량에따라그사람에맞는직무를찾아주는것이일본에서는자연스러운관행이었다. 따라서중요한것은직무측면이아니라사람에대한평가혹은서열이었다. 그리고주지하듯이그것은연령과학력, 성을기초로한구분위에약간의사정 ( 고과 ) 을포함시키는것이었다. 제2기에서는 1기의직무급화가실패하면서고민과새로운모색이이루어졌으며능력주의가발견되었다. 능력주의로의이행은, 노동의활력을도출해내기위해서는사람의서열화규칙을재편하는것밖에없다는점을직시함으로써가능했다. 연령, 학력, 성에기초한서열화를약화시키는대신그만큼고과사정의

104 98 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 비중이증가되었으며이때사정은능력을평가하는것이라는점이명확하게강조되었다. 바로이것이능력주의의요점이다. 이를통해구미적인사관리로부터사상적자립이이루어졌다. 능력에기초해서사람의서열을정한다고하는, 매우급진적인발상을직능자격제도라는수단을통해구체화하였으며그결과놀라운성공을거둘수있었다. 연령, 학력, 성기준이폐기된것은아니며오히려그것을하나의전제로인정하되노사간의합의를통해점진적으로능력기준과의절충점이나결합을추구한다는점에유의할필요가있다. 이와같이대략전후경제부흥기부터 1980년대까지연령, 학력, 성에기초한사람의서열이일관되게유지되면서동기부여를위해사정 ( 고과 ) 이도입되어적용되게되었다는사실이중요하다. 1) 3기성과주의시대에이르면경영측은변화하는환경에기존의제도로는대응하기어렵다는인식하에성과주의를표어로내걸고개혁을추진한다. 인력의고령화와더불어직능급의연공화현상이심화되면서직능급의한계가크게노정되었기때문이다. 문제는어떠한수단으로이를달성할것인가하는것이었다. 2기에형성되었던직능자격제도로좋은것인가, 아니면변화가필요한것인가? 변화시키는경우어떤모습이될것인가? 그러한제도설계가 2기의직능자격제도가가지고있었던정도의수렴성과응집성을확보할수있을것인가등이중요한이슈라고할수있다. 성과주의하에서임금개혁은다양하게나타나고있으며한편으로는일을중심으로한직무급혹은역할급으로전환을모색하거나다른한편으로는기존의직능급제도를개선하는방향으로나타나고있다. 어느방향을취하든지연령급및정기승급을폐지하고실적에따른업적상여의비중을확대하는것은공통적이다. 2) 1) 연공급을대표하는전산형임금체계의경우에도비중은적지만고과에의한사정급이일부포함되어있다는점을고려할때 ( 孫田良平, 1970), 능력주의하에서고과가새롭게들어간것이아니라고과에의한임금부분이증가한것으로이해하는편이더정확하다. 2) 일본사회경제생산성본부에서 10 여년에걸쳐발간된성과주의임금제도사례집은다양한형태로실행된임금제도개선의유형들을폭넓게보여주고있다 ( 社會經濟生産性本部, 成果主義人事 賃金, 1997, 1998, 1999, 2000, 2002, 2003, 2004, 2005, 2007, 2008).

105 역할급의이론적검토와시사점 ( 박우성ㆍ이병하 ) 직능급의한계와비판 일본기업들이 1980년대에지배적인임금제도로정착된직능급에서벗어나새로운임금제도를모색하게된이유는직능급이새로운환경변화에적절하지않다는인식이나위기감이확산되었기때문이다. 구체적으로말하면, 환경의변화속도가빨라지고경쟁이치열해지는상황에서고정적인성격을띠는인건비를가능한한유연하게만들어야할필요가절실했다고할수있다. 환경변화와무관하게숙련형성을통해직능등급이올라가도록설계되어있는직능급은개인이능력향상을위해노력하게만드는측면에서는매우효과적인제도이지만환경변화에대응하기위한비용유연성의측면에서는가장경직적인모습을띠는제도이기도했다. 이러한점이직능급에대한검토를필요로하게만들었다고할수있다. 일본기업에서성과주의로의이행이이미시작되고있었던 1997년에실시된조사결과는직능등급을기반으로하는인사제도에대한일본기업들의고민을매우정확하게보여주고있다. 먼저직능자격제도에문제가있느냐는질문에대해 93.2% 가문제가있다고응답함으로써일본기업들의가진고민의심각성을보여주고있다. 문제점의내용을가장중요한순서로정리하면추상적인직능요건, 개인의능력및업적을반영하지못하는임금, 연공적운영, 평가의객관성및합리성부족, 자격과담당직무의불일치, 고자격화로인한인건비부담증가등으로나타나고있다. 이러한점들을종합하자면직능급의한계는무엇보다도직능급의연공급화에기인하는것으로보인다. 이론적으로만보자면직능급자체가곧연공성을초래한다고보기는어렵다. 임금의인상은어디까지나직무수행능력이확보된경우에만가능한것이므로이것을연공급이라고볼수는없기때문이다. 실제로직능급의등장자체가그이전에전산형임금체제로대변되는연공급을해결하기위한대안으로만들어진것이라는점을고려할때더욱그렇다. 이론적으로는연공적이지않은직능급이연공적인성격을띠게된것은바로직능급의운용에그원인이있다. 직능자격등급제에기초한직능급은그운용과정에서직능등급이근속연수에

106 100 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 < 표 2> 직능자격제도의문제점유무및그내용 ( 복수응답 ) 문제점의내용 응답률 문제점이있음 93.2% 직능요건이추상적이고모호하다 57.2% 개인의능력및업적이반영되지못한다 52.2% 연공적으로운영되고있다 51.4% 능력및업적을판정하기위한평가제도의객관성합리성부족 45.7% 자격과담당직무의불일치 43.5% 고자격중고년령대의인건비부담 37.0% 승격기준이확실하지않음 29.0% 특정자격에체류자가증가하고사기저하 24.6% 능력개발및인재육성과관련성이없음 23.9% 증가한고자격자들의강한포스트지향 15.9% 자료 : 勞政時報 (1997). 따라자연히상승하는방식으로운용되었고그결과능력주의가극복하려고했던연공성이여전히유지되는결과를가져왔다 ( 日本經団連, 2010). 제도설계상으로는직능을평가하여확인이되는경우에만승격이가능하도록되어있으나일정한근속기간을채운후에는직능승격이거의자동적으로이루어지는관대한운영이문제였던것이다. 구체적으로보자면, 직능평가의기준이명확하지않고모호하게규정되어있는경우가많았다는점, 사용자나관리자들이굳이엄격하게평가하기를원하지않았다는점, 노조의요구등이복합적으로작용한것이라고볼수있다. 직능급의연공급화현상은성과주의제도의도입을모색하는기업들이대부분제도개선의필요성으로내세우는것이인건비부담완화라는사실에서도여실히반증된다. 3. 역할급의도입현황 1990 년대중반이후적지않은기업들이역할급을도입한것으로알려져있 으나역할급의도입비율을정확히보여주는자료는없다. 그러나일본생산성 본부의조사를통해간접적으로역할급의도입추세를확인할수는있다. 3) 이

107 역할급의이론적검토와시사점 ( 박우성ㆍ이병하 ) 101 조사는기본급을구성하는임금항목이무엇인가를복수응답형태로묻고있으며이에대한응답결과의추이는 [ 그림 2] 와같다. 역할 직무급의경우역할 직책혹은직무의가치를반영하는부분에해당한다. 역할급이따로구분되어선택항목으로제시되지않고있기때문에역할급의비중만을따로분리하기는어렵다. 이는역할급이직무급과개념적으로혼재된상태로이해되고도입되는일본적현실을반영한다고도할수있다. 4) [ 그림 2] 기본급구성항목의변화추이 자료 : 日本生産性本部 (2014). 3) 일본생산성본부는상장기업의인사노무담당자를대상으로고용 인사제도의변화에관한조사를 1997 년부터매년실시해왔으며 2013 년 14 차조사까지실시한바있다. 조사는매년겨울 (10~12 월 ) 에실시해서결과를그다음해봄에발표한다. 응답률이낮다는한계가있으나매년동일한조사를하기때문에추이를파악하기에는매우유용한조사이다. 참고로 14 차조사의경우상장기업 2,365 개를대상으로조사가이루어졌으며응답기업은 172 개, 응답률은 7.3% 였다. 4) 역할 직무급이기본급에포함되어있다고응답한기업의임금제도가역할 직무급인가의문제는신중한접근이필요하다. 하나의제도를직능급이나역할급, 직무급등으로간주하기위해서는해당임금항목이기본급에서차지하는비중이지배적이어야한다. 예컨대직능급제도하의임금에서연령급이기본급에포함되어있기는해도비중이미미한경우그기업의임금제도를직능급이라고부르는것과마찬가지이다. 그러나이조사는해당항목이포함되어있다는것을보여줄뿐각각의상대적인비중을알수는없기때문에역할혹은직무급이기본급에포함되어있는경우에도그회사의임금을역할급혹은직무급이라고단정하기는어렵다.

108 102 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 그림에서알수있듯이역할 직무급이기본급에포함되어있는경우는관리직의경우에매우빠르게증가하여 1999년 21.1% 에서 2013년에는 76.3% 에이르고있다. 적어도관리직의경우역할이나직무에따른임금항목이대부분의기업에서활용되고있다고할수있다. 한편비관리직의경우직능급이여전히압도적이다. 2000년부터 2005년까지기본급에서직능급을활용하는비율이잠시줄어들다가다시반등하는모습을보이며 80% 수준에서안정화되는모습을보이고있다. 역할급과직무급을구분해서살펴보고싶은경우일본경단련의자료가유용하다 ( 日本經濟團體聯合会, 2015). [ 그림 3] 을보면, 비관리직의경우직능급이 66.6% 로지배적인위치를차지하고있으며이는앞서살펴본조사결과와대체로일치한다. 관리직의경우직능급이 52.2% 로가장높은비율을차지하고있으며역할급이 46.9% 로그뒤를이으면서직능급과역할급이양강구도를이루고있다. 이러한결과는앞서살펴본생산성본부의조사결과와유사한모습을보인다. 비관리직의경우직능급이지배적이라는점은양조사가동일하며관리직의경우에도역할급과직무급을합하는경우 79.2% 가되어역할 직무급이지배적인비중을차지하기때문이다. 5) 한편이조사에서향후해당임금항목의비중을높일것인가에대한응답결과를보면연령근속급의경우그비중이더욱줄어들것으로보이며직능급, 업적성과급, 역할급의경우그비중이더욱커질것으로나타나고있다. 특히관리직의경우역할급의비중을향후높이겠다는응답이매우높게나타나고있어서역할급이앞으로도지속적으로확산되고강화될것으로전망된다. 다만역할급이직능급을대체하기보다는직능급과역할급이중요한기본급임금구성요소로서공존할것으로예상된다. 실제로일본의학자들은직능급이향후에도중요한임금제도로유지되는가운에역할급이새로운중요한제도로정착될것으로전망하고있다 ( 楠田丘, 2004; 竹内裕, 2008, 2013). 5) 이조사에서도단일항목기본급이아니기때문에임금구성항목의문제를확대해석해서직능급제도, 역할급제도, 직무급제도등제도수준으로이해하는것은조심해야한다. 특정회사가도입하고있는기본급안에생활급과직능급, 역할급이공존할수있기때문이다.

109 역할급의이론적검토와시사점 ( 박우성ㆍ이병하 ) 103 [ 그림 3] 기본급임금항목의구성요소 자료 : 日本經濟團體聯合会 (2015). Ⅲ. 역할급의이론적검토 역할급을정확히이해하기위해서는역할급이란무엇인가라는질문에답할수있어야한다. 그러나바로이지점에서일본의역할급을이해하려고하는학자나실무자들은상당히어려운상황에직면하게된다. 역할급이라는것이어떤특정한이론적틀에입각한논의나개념이라기보다는직능급의한계를벗어나기위한실무차원에서의다양한시도에서부터출발한것이기때문에아직까지도그정확한개념에대해서는모두가공유하는명확한설명이나개념이존재하지않기때문이다. 히라노미츠토시 ( 平野光俊, 2006 : 47) 는이점을다음과같이정확하게지적하고있다. 역할등급제도의설계원리는순수하게이론적으로구축된것이라기보다는일본기업들이사원들의등급제도를시행착오를거치며재설계하는과정에서탄생한것이다. 따라서최근적지않은기업들이직능자격제도로부터역할등급제도로이행하고있으나그내용은매우다양하며표준화된전거는존재하지않는다. 이에대해이시다 ( 石田光男 ) 역시 실제로역할급은도입한기업에따라직책급, 직무등급, 역할기준적직능자격, 미션스탠다드, 역할등급등매우다양한이름으로불리고있으며이것은과거의직무수행능력을대신해서

110 104 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 새로운인사처우의기준으로사용하기위한개념이고그내용은역할이라고할수있다 라고설명하고있다 ( 石田光男, 2006b). 이하에서는역할급의성격을보다정확하게파악하기위해먼저역할급에대해이론적관점을제시하는이시다 ( 石田光男 ) 의설명을살펴본후역할등급과역할의개념을정리하고직능급과역할급의차이를검토하기로한다. 1. 역할급의이론적관점 역할급에대해나름대로의이론적인관점이나근거를제시하고있는대표적인학자는이시다 ( 石田光男 ) 이다. 그에따르면일본의연공급과종신고용그리고그에대한적합성이높은직능급이존재할수있었던기초는바로일본사회와기업의공동체적인성격에기인한다고설명한다. 그러나환경변화, 특히세계화로인해공동체적인성격을유지하는비용이점차커지고있으며공동체를유지하는비용을줄이기위한노력이바로일본에서성과주의라는이름으로진행되어온임금개혁이라는것이다. 이시다 ( 石田光男, 2006a, 2006b; 石田光男 樋口純平, 2009 : 9~48) 는이마노코이치로 ( 今野浩日郞, 1998) 의주장을인용하면서연공이나능력에기초한공급중시의인사제도로부터수요중시의임금제도로의변화가필요하다는점을지적한다. 이마노에따르면일본의직능주의는필요한업무나일을사전에전제하지않고일단다양한능력을가진사람을확보하고키운다는의미에서내부노동시장에기초한공급중시형인사관리라고정의한다 ( 今野浩日郞, 1998 : 50~51). 이시다는환경의변화로인해이제임금을시장결정에맡겨야하는시대가왔다고주장한다. 그렇다고그가임금을전적으로시장에맡기자고주장하는것은아니다. 이제까지조직의내부논리에의해결정된임금을, 앞으로는시장의논리에입각하되시장을해석해서그것에맞는조직의논리를형성해야한다는것이다. 능력주의가시장의논리가아니라조직의논리에입각한것이고직무주의가시장의논리에기초한것이라면역할급은시장의논리를조직의논리로해석하여구축하는것이고이것이바로현재일본기업이추구하는방향

111 역할급의이론적검토와시사점 ( 박우성ㆍ이병하 ) 105 이라는것이다. 그에따르면노동시장에서직무에대한임금이명확하게형성되어있지않기때문에시장에임금결정을맡길수없는현재일본의상황에서역할급이야말로기업들이선택가능한합리적인대안인셈이다. 결국이것은제품시장이나자본시장에서발생한신호들을인사및임금의규칙으로전환하는것을의미하며구체적으로는매출액이나이익, 주가등으로나타나는조직목표에공헌하는정도에따라처우가결정되어야한다는것이다. 이때역할이란조직목표달성에대해기대되는공헌도를표현하는것에다름이아니다. 달리말하자면역할이란종업원각자에게부여된, 조직목표에의공헌내용이라고할수있다. 이것을도표화해서설명한것이 [ 그림 4] 이다. [ 그림 4] 처우의결정기준 자료 : 石田光男 樋口純平 (2009), p 역할등급과역할급 역할급을이해하기위해서는역할등급이무엇인가를이해해야한다. 직능급의핵심이직무능력등급이라는개념에있다면역할급의핵심은역할등급에있다. 직능급이직능등급제도에기초한보상제도인것처럼역할급역시역할등급제도에기초한보상제도이기때문이다. 사실역할급이역할등급에따라임금을차등화하는것이라고한다면역할등급을어떤기준에따라어떻게설정할것인가가중요하다는것은임금에대한이해가있는사람이라면누구나쉽게이해할수있는내용이다.

112 106 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 < 표 3> 사원등급제도의강약점 직무등급 대상 직무또는포스트 (post) 일과사람의미스매치시정기능 인재육성기능 성과평가기능 강약보통 역할등급사람강보통강 직능등급사람약강약 자료 : 石田光男 (2006a), p.53. 이시다 (2006a) 에따르면조직은위계이며위계는서열을필요로한다. 따라서사원의서열을어떻게정할것인가가조직에있어서매우중요한과제가된다. 사원등급은직무, 직능혹은그중간적개념인역할등세가지기준에의해구축될수있다. 1990년대이후임금제도의변화는결국직능등급이직무혹은역할등급으로변화하는것으로요약된다. 직능등급이직무능력의수준에따라, 그리고직무급이직무의가치에기초해서사원의등급을설정하는것이라면역할급은역할의크기에따라사원등급이설정되는것이다. 각각의사원등급제도는서로다른장단점을가지고있다. 이시다는이것을다음과같이정리하여제시한다. 국내에서발표된자료중에서일본역할급의내용과운영실태를설명하고있는드문자료중하나는안희탁 (2014) 의논문이다. 그에따르면일본기업이환경변화에대응하기위해기존의직능등급제를바꾸기는바꾸어야하는데직무등급으로가기에는여러가지장애요인이존재하기때문에그대안으로선택한것이역할등급이라고설명한다. 직무급을뒷받침할시스템이부족하고일본기업의인력운영방식, 사회문화적토양이직무급이요구하는것과는크게다르다는한계에직면하게된일본기업들이직무를고려하되무언가일본적인변형이필요하다는인식하에만들어낸방식이라는것이다. 달리말하자면역할급이나역할등급은일본기업들이직무를고려하는방향으로향하는과정에서찾은절충적방안이기도하고직무급으로연착륙하기위한중간단계일수도있다는입장을취한다. 안희탁은각각의사원등급제도의장단점을좀더자세하게다음과같이정리해서제시하고있다.

113 역할급의이론적검토와시사점 ( 박우성ㆍ이병하 ) 107 < 표 4> 직능급 직무급 역할급의비교 처우축 장점 단점 직능급 / 직능자격제도직무급 / 직무등급제도역할급 / 역할등급제도 직무수행능력의높이직무의가치기대역할의크기 - 인사이동 직무변화에적합하고조직의유연성을확보가능 - 자격중시로포스트부족에대응하기용이 - 제너럴리스트육성에적합 - 습숙을중시한안정적인제도로종업원입장에서안정감 - 자격등급과직무내용에차이가발생하기쉬움 - 연공적인운영으로전락할수있음 - 임금과성과를비교하면고령층에과다지급하고중견층에과소지급하는모순이발생함 자료 : 안희탁 (2014), p 직무와임금이일치되어합리적 - 전문가육성에효과적 - 직무내용이명확 - 불필요한직무는억제 - 인건비의단기적조정가능 - 임금과성과간의연령대별부정합성이발생하기어려움 - 조직 직무가경직화됨 - 포스트부족의대응이곤란 - 직무평가에시간 노하우필요 - 조직 직무변경시의멘터넌스 ( 관리 ) 등높은운영능력이요구 - 직무변화가없으면임금인상없음 - 역할과임금이일치되어합리적 - 경영전략과방침에대응한역할설정 확대로유연한운영이가능 - 역할 ( 회사의기대 ) 이명확해짐 - 기본적으로는브로드밴드로운영되기때문에임금관리의평가제도에대한의존도가높아져평가의운영레벨이어느정도요구됨 - 승격에의한장기적인처우관리에는부적합 3. 역할의개념 가. 역할개념의모호성위에서역할등급을간단히살펴보았다. 이제는역할이무엇인가를검토할차례다. 역할등급에서역할의크기에따라사원등급을설정한다고할때역할이란무엇인가가정리되어야한다. 전술한바와같이이시다는능력급으로대표되는능력주의시대이후일본인사제도의변화를근본적으로는조직으로부터출발하는인사가아니라시장으로부터인사를접근하는패러다임의변화로간주한다 ( 石田光男 樋口純平, 2009). 시장 경영전략 조직재편 업적관리 인사관리로이어지는논리흐름이라는것이다. 이를좀더쉽게말하면시장중

114 108 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 시 부가가치중시 부가가치에의공헌 성과 역할이라는도식으로파악하고있다. 이러한도식에서유추하자면역할이라는것은 시장의요구를충족시키기위해부가가치를창출해야하는기업의전략적목표관점에서각개인에게기대되는것 이라고파악할수있다. 그러나이시다는역할자체의개념에대해서는더이상의깊이있는검토나논의를생략하고있다. 그의저술들은기업들에서발생한임금제도의변화흐름을정리하는수준에머무르며역할의의미나내용에대한깊이있는논의는발견되지않는다. 이시다가부가가치공헌도를성과와역할로분해해서설명하는부분도실제역할급을도입한기업의사례를인용한것이며, 본인스스로도그러한구분이본질적인것이아니며역할의서열이설득력을가지기만한다면그것으로충분하다는입장을보이고있다 ( 石田光男, 2006a : 51). 안희탁 (2014) 의경우에도정작역할이무엇인가는명확하지않다. 그는역할급을소개하면서역할등급을 각각의직위 ( 직책 ) 나일에요구되는역할의크기에따라등급을설정하여종업원에게등급을부여하는제도 라고설명한다. 이때역할이란 직위 ( 직책 ) 을수행하기위하여자발적으로해야할행동을간소화하여브로드밴드화한것이다 라고언급하는데그치고있다. 역할에대한위와같은학자들의설명은직관적으로충분히이해되는것같으면서도정작역할에대한명확한파악이나이해가쉽지않다. 학자들의문제라기보다는현재역할급을둘러싼논의의특성이나수준을보여주는것이다. 명확한이론적근거가있어서역할급이만들어지고보급되는것이아니라실무에서의다양한시도가역할급이라는형태로나타나고있기때문이다. 실무서적들도역할개념을정확히이해하는데그다지큰도움을주지못한다. 이들은역할이라는개념을이미정해진것으로간주하면서구체적인개념자체에대한언급이나정리를시도하고있지않기때문이다. 따라서역할이무엇인가에대해오히려혼동을일으키거나갈증을나게만드는경우가적지않다. 6) 6) 일본경단련 ( 日本經団連, 2010) 인사임금센터에서발간된 役割 貢獻度賃金 ( 역할 공헌도임금 ) 이라는책은제목에서도명시되어있듯이향후일본기업의임금제도가역할과공헌도에따른임금을지향해야한다는입장이지만정작직무와역할간의구분이나개념정리는전혀검토되지않고있다. 경단련이일본인사조직개편의중요한구심점중하나라고볼때역할개념이명확하지않은일본기업의현황을반영하는것으로보인다.

115 역할급의이론적검토와시사점 ( 박우성ㆍ이병하 ) 109 나. 사례에나타난역할개념이런상황에서는기업들이역할을어떻게정의하면서역할급을도입하고있는가를검토하는것이오히려역할을이해하는데더직접적이고효과적인방법일수있을것이다. 예를들어, 캐논은 2011년관리직을대상으로역할과성과에따른신임금제도를도입한바있다. 7) 이것은직능과연령이라는사람기준에서역할과성과에따른직무기준으로의전환이라고간주된다. 역할등급 ( 미션밴드 ) 8) 에서의역할개념은직무와직책으로구성된다. 직무란일자체를말하며직무기술서에서술된것이다. 직책은직무상의책임 권한만이아니라인재육성과같이보편적으로부여된책임, 담당직무를어떤프로세스로수행하고어떤성과를올렸으면하는가하는경영방침및상사의의도가포함되어있는개념이다. 예를들어, 인사과장의경우채용 인력관리 승진관리가직무에해당하며이직무를어떻게경영방침과상사의의사를반영시켜수행할것인가가직책에해당한다. 한편세이코엡손 ( セイコーエプソン ) 은 2012년 4월과장급이상의간부직을대상으로직능자격제도에서역할등급으로전환하면서역할급을도입한바있다 ( 勞政時報, 2012). 기존직능등급제도가경영전략의실현에도움이되는역할들이누락되거나중복되어서기대되는효과를발휘하지못하고있다는문제인식에서출발하여역할개념에입각한인사제도의개혁을실행한것이다. 신제도의도입과관련해서회사는 관리직에게는강한열의를가지고경영전략과목표를실현하는한편일반사원에게모범이되는행동을실행하는 역할이기대된다고설명하면서역할의중요성을강조한다. 개인별역할은다음과같은과정을통해파악된다. 먼저경영전략을실현 달성하기위해반드시필요한일을누락이나중복없이파악하여열거한후이것들을각조직의기능 역할로서배분한다. 그리고다시각조직이담당한기 7) 자세한내용은안희탁 (2014 : 78~86) 을참조하라. 8) 일본기업들이역할등급을미션밴드혹은미션스탠다드라고도부르는이유는목표관리제도를운용하는과정에서개인별미션스탠다드 ( 조직내역할 ) 를작성하도록하는것이일반적이며이때의미션이란개인이조직에대해기여하고자하는기여나공헌의내용이라고할수있다. 이것은결국역할을의미한다고보기때문에역할과미션을병용해서사용하는경우가적지않다.

116 110 노동정책연구 2016 년제 16 권제 2 호 능 역할을수행할수있도록각각의직위를맡고있는개인별로역할이배정되게된다. 이런과정을거쳐서개인에게부여되는역할은구미국가의고용관리에서말하는직무라는협의의개념보다는범위가더큰것이다. 세이코엡슨에서는직무와같이정해진일이나책임만을담당하는것이아니라, 조직의전체적인목표를위해개인이자주적이고자율적으로본인의일이나역할을확대하는것이필요하며이를적극적으로인정하고용인하는것이바로역할이라는점을강조한다. 역할의의미를더쉽게이해하기위해서는실제로어떤요소에기초해서역할의크기가평가되는가를확인하는것이필요하다. 세이코엡손은전체관리직포스트를대상으로역할평가를실시했으며역할평가는특정포스트가조직의위계구조에서차지하는역할의위치와해당포스트에서기대되는역할의난이도에의해결정되며후자는다시커뮤니케이션, 이노베이션, 지식 스킬 경험의난이도로구분된다. [ 그림 5] 역할평가의 4 축과 10 요소 자료 : 勞政時報 (2012), p.21.