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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.

37 차등적임금인상이노동생산성에미치는영향에대한연구 ( 옥지호 ) 31 Sommers, P. M.(1998). Work incentives and salary distribution in the National Hockey League. Atlantic Economic Journal 26 (1) : 119. Tang, T. L.(1992). The meaning of money revisited. Journal of Organizational Behavior 13 (2) : 197~202. Tang, T. L., Luk, V. W. and R. K. Chiu(2000). Pay differentials in the People s Republic of China: An examination of internal equity and external competitiveness. Compensation and Benefits Review 32 (3) : 43~49. Yang, H. and B. S. Klaas(2011). Pay dispersion and the financial performance of the firm : Evidence from Korea. International Journal of Human Resource Management 22 (1) : 2147~2166.

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.