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한헌 호
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1 92 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) 경기변동에따른노동시장의비대칭적 반응분석 김우영 *1) 외환위기이후우리나라노동시장에많은변화가발생하였다. 본연구는총생산과 실업률및경제활동인구간의관계가외환위기를전후하여어떻게변화하였는지를실 증분석하였다. 분석결과는다음과같다. 첫째, 경기변동에대한실업률의반응은외환위기이전의경우대칭적인모습을 보였으나외환위기이후에는비대칭적인( 불경기시에반응이커지는) 형태로변화 하였다. 둘째, 외환위기이후경기변동에대한실업률의반응이연령별로달랐다. 20대의 경우대칭적반응이외환위기이후에도이어졌으며 30대의경우대칭적반응이비 대칭적으로변화하였다. 40대와 50대의경우외환위기이전에는호경기에만반응 하던실업률이외환위기이후에는불경기에도반응을보이기시작하였다. 셋째, 경제활동인구는외환위기를전후하여경기에상관없이비슷한크기의대 칭적인반응을보였다. 넷째, 남성경제활동인구는경기변동에반응하지않았으나여성경제활동인구는 경기변동에민감하게반응하는것으로추정되었다. JEL Classification Number: E24, E32 핵심주제어: 오쿤의법칙, 경기변동, 실업률, 경제활동인구, 연령별실업률 * 한국은행금융경제연구원경제제도연구실 ( 전화: , wooyoung71@gmail.com) 본고에대해유익한논평을해주신연구심사위원및세미나참석자여러분께진심으로감사드립니다. 논문투고일 : , 논문수정일 : , 게재확정일 :

2 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 93 Ⅰ. 서론 총생산과실업은경제상황을나타내는지표로서중요한의미를갖는다. 총생 산의변화는고용에직접적인영향을미친다. 그런데총생산변화에따른실업률 변화는그에상응하는취업자수의변화만을의미하는것이아니라경제활동인 구의변화도포함하고있기때문에단순한취업자수의변화만을의미하지않는 다. Okun(1962) 은 1%p의실업률감소가 3.3% 의총생산증가를가져온다는분석 결과( 오쿤의법칙) 를발표하였는데 3.3% 의총생산증가에는경제활동참가율의 변화, 노동시간의변화, 그리고노동생산성의변화가총생산에미치는효과도포 함되어있다고설명하였다. 1) 있다. 이처럼총생산과실업은직 간접적으로연관되어 우리나라의경우외환위기이후노동시장에서많은변화가발생하였다. 생산비 용절감과탄력적인력운용을위해비정규직근로자의고용이크게증가하였고 그에따라경기변동에따른인력조정이용이하게되었다. 2) 이에따라외환위기 이전과비교하여경기변동에따른노동시장의반응이외환위기이후달라졌을 가능성이제기된다. 본연구는경기변동에따른노동시장반응이외환위기이후 달라졌는지살펴보기위해실업률과총생산간의관계를분석하였다. 그리고경 기변동에따른연령별실업률과경제활동인구의변화도살펴보았다. 1970년부터 2006 년까지분기별자료를이용하여분석한결과는다음과같다. 첫째, 경기변동에대한실업률의반응이외환위기이전에는경기와상관없이대 칭적인모습을보였으나외환위기이후에는경기가나쁜경우실업률반응이더 커지는비대칭적인모습으로변화하였다. 3) 그런데경기변동에대한실업률의반 응은연령별로같지않았다. 둘째, 경기변동에대한경제활동인구의규모는외환 위기이전과이후대칭적인모습을보였다. 그러나성별로는반응이달랐는데남 1) Silvapulle, et al.(2004) 은오쿤의법칙이실물시장과노동시장을연결한다고평가함으로써이론적중요성을인정하였으며 Parachowny(1993) 는오쿤의법칙이한경제의공급곡선을이해하는데필립스곡선만큼중요하다고평가하였다. 2) 이에반해정규직노동자중심의노동시장은더욱경직화되는경향을보이고있다. 3) 경기가좋은때 는국내총생산이장기추세보다더큰경우를의미하고 경기가나쁜때 는그반대의경우를의미한다.

3 94 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) 성경제활동인구는경기에반응하지않는반면여성경제활동인구는경기에반 응하는것으로나타났다. 본논문의구조는다음과같다. II장에서는기존연구를소개하고 III장에서는 모형설정과실증분석결과를제시하였다. 마지막으로 IV장에서는본연구의결 론및시사점을정리하였다. Ⅱ. 기존연구개관 앞에서언급한바와같이 Okun(1962) 은 1947년 2/4 분기부터 1960년 4/4 분기 까지분기별자료를이용하여실업률이 1%p 상승하면총생산은 3.3% 하락한다 는결론을얻었다. 그런데 Okun(1962) 은총생산의변동이실업률에미치는영향 은경기의상황과관계없이일정( 대칭적) 하다고가정하였다. 이후이러한대칭적가정은 Courtney(1991) 와 Palley(1993) 등에의해완화되 었다. 이들은총생산순환변동이양(+) 일때와음(-) 일때실업률순환변동의반 응속도( 또는반응의정도) 가다를가능성을모형에반영하였다. Courtney(1991) 는총생산과실업률간에비대칭성이존재함에도불구하고대칭성을가정하여 분석하면실업률순환변동의반응이과소평가 ( 인경우 4) ) 되거나과대평 가 ( 인경우) 된다고지적하였다. Silvapulle, et al. (2004) 은 1947년부터 1999 년까지의미국자료를이용하여분석하였는데비대칭성모형의경우실업 률의반응이 -0.61( 인경우 ), -0.25( 인경우) 로추정되었고대칭 모형의경우실업률의반응은 -0.42로추정되어 Courtney(1991) 의견해를재 확인하였다. 5) 기존의연구들은총생산의변동에따른실업률의반응이비대칭적인것을다 음과같이설명하였다. 6) 첫째, 경기변동으로발생하는생산요소간의대체로인 해실업률이경기변동에비대칭적으로반응한다(Courtney 1991). 경기가호경기 로전환될때경기에대한확신이설때까지고용을늘리기보다는기존노동자 4) 는국내총생산과그추세와의괴리를나타내는국내총생산의순환변동이다. 5) 비대칭성을가정한연구들은위에언급한 Courtney(1991), Palley(1993) 외에도 Lee(2000), Harris and Silverstone(2001), Viren(2001), Silvapulle, et al.(2004), Holmes and Silverstone(2006) 등이있다. 6) 경기변동에대한실업률의비대칭적반응에대한설명은 Silvapulle et al.(2004) 에잘정리되어있다.

4 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 95 들의노동시간을연장하거나자본으로대체할경우경기는회복되지만고용지표 에는큰변화가없게된다는것이다. 둘째, 생산요소간생산성차이, 부문별성장률의차이등에의해실업률이경 기변동에비대칭적으로반응한다 (Palley 1993). 자본집약적산업의고용창출효과 는노동집약적산업보다작기때문에자본집약적산업위주로성장이이루어지 는경우산업전체의고용창출효과는크지않기때문이다. 셋째, 경제활동참가율의변화도실업률반응의비대칭성을설명할수있다 (Palley 1993). 경기가좋아지게되면일자리증가로취업이용이해지기때문에경 제활동참가율이높아지고경제활동참가율의상승이실업률의하락속도를느리게 만드는경향이있기때문이다. Mayer and Viren(2002) 은불경기시지역및산업 간노동수급의불일치가실업률을균형수준이상으로끌어올리는현상에의해 실업률이경기변동에비대칭적으로반응한다고주장하였다. 마지막으로, 생산자 들이불경기에대한소식을호경기에대한소식보다쉽게믿는경향이있다는심 리적요인이실업률반응의비대칭성을설명하기도한다 (Silvapulle et al. 2004). 한편, Moosa(1997) 는 G7 국가를, Lee(2000) 와 Viren(2001) 은 OECD 국가를대상 으로각각실업률과총생산간의관계를비교 분석하였는데경기변동에대한 실업률의반응이국가별로다르다는사실을발견하였다. 7) 이에대해 Moosa(1997) 는국가간에노동시장의경직성정도가다르기때문이라고설명하 였다. 이는노동시장의유연성정도도경기변동에대한실업률의반응에유의한 영향을미침을시사한다. 한편, 한진수(1999) 는 1973년 1/4분기부터 1997년 4/4분기까지우리나라의자 료를이용하여총생산과실업률간의관계를분석하였는데동연구에따르면자 연실업률을이용한모형에서는경기변동에대한실업률의반응이 , 순환변 동치를이용한모형에서는실업률의반응이 으로각각추정되었다. 8) 7) 1947년 1/4분기부터 1999년 4/4분기까지미국자료를이용한 Silvapulle, et al. (2004) 에따르면총생산의순환변동이양(+) 과음(-) 일때실업률의반응은각각 -0.22, 로나타났다. Moosa(1997) 는 1960년부터 1995년까지연간자료를이용하였는데실업률의반응이미국 -0.49, 일본 -0.12, 독일 -0.62, 프랑스 -0.44, 영국 등으로추정되었다. 8) 제시된결과는한진수(1999) 의추정치를이용하여장기효과를계산한수치이다. 박성익 유병철 (2006) 은 1989년 1/4분기에서 2005년 2/4 분기까지지역별(16 개광역시와도) 실업률과산업생산지수를이용하여경기변동에대한실업률의반응을추정하였는데서울의경우추정된실업률의반응이경기상승시 -7.10, 경기하락시 로나타났다. 박성익 유병철(2006) 은국내총생산을이용한한진수(1999) 와달리산업생산지수를이용하여분석하였다.

5 96 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) Ⅲ. 실증분석 1. 자료 본연구의분석기간은 1970년 1/4분기부터 2006년 2/4 분기까지이다. 그리고본 연구는한국은행 에필요한경기의순환변동은 2000 년기준불변가격실질국내총생산자료를이용하였다. 분석 HP 필터를이용하여구한실질국내총생산 ( 계절조 정된) 의추세값과실제값간의로그편차이다. 노동시장자료는통계청의경제활 동인구조사를이용하였는데본연구의모형에서는실업률과경제활동인구를종 속변수로사용하였다. 9) 실업률의순환변동은계절조정된실업률과 HP필터를이 용하여구한추세값간의단순편차이며경제활동인구의순환변동은실질국내총 생산과같이계절조정된값과추세값의로그편차로계산되었다. 10) < 그림 1a> 는 2000 년기준불변가격실질국내총생산의로그값과실업률을보여주며 < 그림 1b> 는실질국내총생산의순환변동과실업률의순환변동을보여준다. < 그림 1> 실질국내총생산( 로그값) 과실업률( 분기별) 11) (a) 실질국내총생산및실업률 (b) 순환변동(HP 필터적용) 12) 9) 실업률은구직기간 1 주기준통계를이용하였다. 통계청은 1999년 6월부터구직기간 4주기준의노동통계자료도함께제공하고있다. 10) 계절조정은한국은행의 BOK-X12 또는 Census-X12 를이용하였다. BOK-X12 가 Census-X12 에바탕을두었기때문에두가지방법에의한계절조정은큰차이를보이지않는다. 11) 실질국내총생산및실업률은계절조정된자료이다. 12) 실질국내총생산의순환변동은 log(gdp)-log(gdp 추세) 로 log(gdp/gdp 추세) 이며실업률순환변동의단위는 %p 이다.

6 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 분석모형 기존연구들을살펴보면주로다음의네가지방법에의해실업률과총생산간 의관계를분석하였다. 첫째, 실업률과총생산이자연실업률과잠재적총생산으 로부터벗어난정도를이용하여분석하는방법이다. 이방법을사용하기위해서 는자연실업률과잠재적총생산도추가적으로추정해야한다. 둘째, 실업률과총 생산이장기추세로부터벗어난정도를나타내는순환변동을이용한방법이다. 셋 째, 벡터자기회귀 (VAR) 모형을이용한방법이다. 이방법은벡터자기회귀모형을 통한총생산의오차항과실업률의오차항을이용하여실업률과총생산간의관 계를추정한다. 넷째, 실업률과총생산의 1 계차분값을이용하는방법이다. 이중에서벡터자기회귀모형을제외한나머지분석방법의경우총생산과실업 률간의관계를추정하는기본식은다음과같다. (1) 는독립변수와종속변수의시차변수를포함한벡터이다. u는실업률, y는실질 총생산, 는오차항을의미한다. u * 를자연실업률 y * 를잠재적실질총생산으로정 의하면식 (1) 은자연실업률과잠재적실질총생산으로부터의괴리를이용한모 형이되고 u * 와 y * 를각각실업률과국내총생산의장기추세로정의하면식(1) 은 실업률순환변동과국내총생산순환변동을이용한모형이된다. 또한 u * 와 y * 를 각각 과 으로정의하면위식은 1 계차분값을이용한모형이된다. 본 연구는실업률과국내총생산의순환변동을이용하여총생산과실업률간의관계 를분석하고자하였으며추정식을다음과같이설정하였다. (2) 여기서 ( ) 와 ( ) 는각각실업률의순환변동과실질국내총 생산의순환변동을나타내는데 는 을, 는 을각각의미한 다. 13) 식(2) 는식 (1) 에실업률순환변동의시차변수를포함시킨것과같다. 이

7 98 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) 는오차항의시계열자기상관문제를해결하는동시에실질총생산순환변동이 실업률에미치는영향을단기효과와장기효과로구분하기위한것이다. 14) 와 는단기효과를나타낸다. 한편,, 를각각,, 의기대값이 라하고식(2) 의기대값을구하면식(3) 을얻을수있는데이를통해장기효과 를식(4) 와같이나타낼수있다. (3) 또는 (4) 그리고식(2) 에외환위기이후기간을나타내는더미변수를추가하여외환위기이후총생산과실업률간의관계에구조적변화가발생하였는지를분석하고자하였다. 15) 더미변수를더한추정모형은다음과같다. (5) 식(5) 에서 는외환위기이후를나타내는더미변수로서 1998년과그이후에는 1의값을갖고 1997년과그이전에는 0 의값을갖는다. 외환위기이후노동시장 이유연해졌다면 와 는통계적으로유의한음(-) 의값을갖게될것이 다. 16) 13) 시계열의추세는 HP 필터를이용하여추출하였다. 식(2) 의 는실제모형에서 로쓰이며 는 임을나타내는더미변수이다. 14) 연구자에따라국내총생산순환변동의시차변수와실업률순환변동의시차변수를함께모형에포함하는경우도있다. 15) 노동시장선진화기획단 (2004) 은외환위기이후추정된우리나라의고용조정속도가외환위기전보다빨라졌다는점을들어우리나라노동시장의유연성이외환위기이후높아졌다고주장하였다. 16) 1970년부터 1997년까지는실업률의반응이국내총생산의순환변동에따라각각 또는 가되 고 1998 년이후실업률의반응은각각 ( ) 또는 ( ) 이된다.

8 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 실업률모형 이하에서는경기변동에따른실업률의반응을추정한다. 추정식에실업률순환 변동의시차변수를 2개포함시켰는데시차변수의포함여부에따른결과를비교 하기위해경기변동에대한실업률의반응이대칭적이라고가정한대칭모형과 시차변수를포함하지않은기본적인모형들도추정하였다. 17) < 표 1> 의첫번째열은대칭모형으로상수항과실질총생산순환변동만을이 용하여실업률반응을추정한결과이다. 실질총생산이 1% 증가( 감소) 할경우실 업률은 0.23%p 감소( 증가) 하는것으로나타났다. < 표 1> 의두번째열은실업률 순환변동의시차변수도고려하여실업률의반응을추정한것인데추정된실업률 의반응이실업률순환변동의시차변수가없는경우보다덜민감한것으로나타 났다. 18) 또한실업률순환변동의시차변수도한분기전의값만통계적으로유의 한양(+) 의영향을미치며두분기전의값은통계적으로유의하지않았다. 한편, 추정식에실업률순환변동의시차변수가포함된경우총생산의영향을단기와 장기로구분할수있는데총생산이 1% 증가( 감소) 할때단기적으로실업률은 0.10%p 감소( 증가) 하지만장기적으로는 0.25%p 감소( 증가) 하는결과를얻었다. 이러한결과는실업률순환변동의시차변수를포함하지않은첫째열의추정결 과와유사하다. < 표 1> 에추정된다른모형들에서도시차변수가포함된모형의 단기효과는시차변수가포함되지않은모형의추정치에비해작은것으로나타 났지만장기효과는크기가크게다르지않았다. < 표 1> 의세번째와네번째열은실업률반응이경기에따라달라지는지를 분석하기위해실질총생산순환변동이양(+) 인경우와음(-) 인경우를분리하여 계수를추정하였다. 추정결과는총생산순환계수가양(+) 일때보다음(-) 일때 실업률이더민감하게반응하는것을보여준다. 실업률순환변동의시차변수를 추가한경우에도이러한패턴은유지된다. 17) 시차변수의개수는모형추정후오차항에시계열자기상관이존재하지않는최소의수로정하였다. 시계열상관의존재여부는 'Serial correlation LM test(eviews)' 를이용하여확인하였다. 18) 실업률순환변동의시차변수를포함한경우추정된실업률의반응은단기효과를나타낸다.

9 100 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) < 표 1> 실업률모형의추정결과 계수 설명변수 실업률모형 (1) (2) (3) (4) (5) (6) *** (.0314) *** (.0255) *** (.0334) *** 종속변수: 실업률순환변동( ) (.0523) (.0281) *** (.0355) *** (.0343) *** (.0521) * (.0732) ***.7775 *** (.1715) (.1374).6855 *** (.1592) (.1161) (.0707) ** (.0316) * (.0487) ** (.0423) *** (.0632).5383 *** (.1490) (.1012) Wald 테스트 (p-value) 기각됨 (.0044) 기각됨 (.0035) (.9752) (.8020) (.2245) 기각됨 (.0924) (.2309) 기각됨 (.0339) 장기효과 ( 외환위기후) ( 외환위기후) 주: HP 필터로추세를제거한자료를이용하였고모형에서추정된상수항의값은생략하였다. 는외 환위기이후의기간에대하여 1 의값을갖는더미변수이며괄호안의수치는표준오차이다. *, **, *** 는각각추정치가 10%, 5%, 1% 의수준에서유의함을의미한다. Wald 테스트의기각여부는유의수준 10% 를기준으로판단하였다.

10 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 101 그리고총생산순환변동에따른실업률반응의비대칭성을 Wald 테스트를통 해확인한결과통계적으로유의한차이를보이는것으로밝혀졌다. < 표 1> 의네번째열의경우실질총생산의순환변동이양(+) 일때추정된계 수가통계적으로유의하지않았다. 그리고실업률순환변동의시차변수를모형에 포함한경우경기변동에대한실업률반응의민감도가떨어졌다. 그러나추정치 로부터계산된장기효과는다른모형과비슷한값을보였다. 첫번째열과세번째열을비교해보면경기변동에대한실업률반응에비대 칭성이존재하기때문에 Courtney(1991) 와 Silvapulle et al.(2004) 과같이대칭모 형으로추정할경우총생산의순환변동이양(+) 일경우실업률의반응이과대평 가되고음(-) 일경우실업률의반응이과소평가되는것으로나타났다. < 표 1> 의다섯번째열과여섯번째열은모형내에존재하는구조적변화를 고려하기위해외환위기이후를나타내는더미변수를모형에포함한결과이다. 19)20) 추정결과를보면외환위기를전후하여실업률의반응에차이가나타난다. 다섯번째열을살펴보면외환위기전에는총생산순환변동이양(+) 일경우실업 률의반응은 이고총생산순환변동이음(-) 일경우는 -0.16으로실업률의 반응이비슷하였으나외환위기이후에는총생산순환변동이양(+) 일경우 -0.29, 음(-) 일경우 로실업률의반응이크게커진것으로나타났다. 21) 그러나 Wald 테스트결과,, 그리고 가설을기각할 수없었다. 즉다섯번째모형을이용한경우외환위기이후실업률의반응이실 질총생산순환변동에따라크게차이가나는것처럼추정되었으나그차이는통 계적으로유의하지않았다. 다섯번째모형의잔차항에시계열상관(serial correlation) 이존재함에따라실 업률순환변동의시차변수를포함하는여섯번째모형을추정하였다. 여섯번째 19) 경기변동에대한실업률의반응에구조적변화(structural break) 가있는지확인하기위해 < 표 1> 의첫번째부터네번째열까지의추정결과를이용하여각각 Chow 테스트를한결과 1998년 1/4분기에구조적변화가있는것으로확인되었다. 20) 논문심사자중한명이외환위기초기연도들의반응에의해외환위기이후기간의추정이영향을받을수있음을지적하며초기연도를제외한추정을제안하였다. 하지만초기연도를제외하고월별산업생산지수를이용하여추정할경우논문의일관성이떨어질수있으며자료도충분하지않다. 외환위기초기연도실업률의큰변동은경기변동폭이커서발생한문제로보이며초기연도이후의반응과구조적으로다르다고판단할근거는충분하지않은것으로보인다. 21) 더미변수의추정치는외환위기이후에나타난부가적인반응을나타내므로, 외환위기이후의실업률반응은외환위기이전의반응과외환위기이후의부가적반응을합한값이된다.

11 102 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) 모형의추정결과를보면외환위기이전의실업률과총생산간의관계는 와 로나타나는데두추정치는 Wald 테스트결과통계적으로유의한차이를보이지 않았다. 그러나외환위기이후실업률과실질국내총생산간의관계는국내총생산 순환변동에따라다른것으로추정되었다. Wald 테스트결과를보면외환위기이 후경기변동에따른실업률의반응은호경기와불경기에통계적으로유의한차이 가있었던것으로나타났다. 불경기시국내총생산이 1% 감소할경우외환위기 이전에는실업률이 0.09%p 증가하였지만외환위기이후에는 0.26%p 증가하여 외환위기이후실업률의반응이 2.9 배정도커졌음을알수있다. 반면에호경기 시실질총생산이 1% 증가할경우외환위기이전에는실업률이 0.07%p 감소하였 으나외환위기이후에는실업률의감소폭이 0.15%p 로 2.1 배정도커졌다. 외환위 기이전경기변동에대해대칭적이었던실업률의반응이외환위기이후전반적으 로반응의폭도커지고경기가좋은경우보다경기가나쁜경우의반응이더커지 는비대칭적인방향으로변화하였다. 이는외환위기이후경제의구조변화및노 동시장의변화로인해경기변동과실업률간의관계도달라졌기때문인것으로분 석된다. 외환위기이후비정규직의활용이늘어나면서기업의탄력적인력운용이 가능해짐에따라노동시장의유연성이커지게되었고이에따라외환위기이전과 비교하여외환위기이후실업률반응이민감해지게된것으로보인다. 이러한결 과는노동시장의경직성이총생산과실업률간의관계정도( 오쿤계수) 에영향을 미친다는 Moosa(1997) 의주장이우리나라의자료에서도나타남을보여준다. 외환위기이후노동시장에나타난비대칭적인반응의원인을생각해보면다 음과같다. 외환위기이후우리나라노동시장은정규직과비정규직으로이중구조 화되고있다. 비정규직과근로자의파견이법제화되면서노동시장이전반적으로 유연해졌지만정규직의고용은법으로부터과도한보호를받는다고평가되고있 다. 22) 고용이불안정한비정규직의증가를통해고용안정성에위협을느낀정규 직은자신의고용안정성을보장하기위해노력을하게되고이는적대적인노사 관계로표출되기도한다. 23) 노사의갈등과정규직에대한과도한법적보호는기 업들이신규채용에비적극적인자세를보이게하는원인이된다. 따라서경기가 22) 근로기준법상정리해고는긴박한경영상의이유, 사용자의해고회피노력, 합리적인대상자선정, 근로자대표와의성실한협의등 4 가지요건을모두만족시켜야한다. 23) IMD(International Institute for Management Development) 에서 61개국을대상으로노사관계가협조적인지여부를조사한결과우리나라의노사관계는조사대상국중가장비협조적인것으로나타났다(2006 년기준).

12 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 103 좋아져도신규채용이많이발생하지않으며경기가나쁠때에는비정규직및파 견근로자의해고가많아지기때문에실업률반응의비대칭적인행태가관찰될 수있다. 그리고노동생산성의지속적인향상도비대칭적인반응에영향을미치 고있는것으로보인다. 노동생산성이상승할경우호경기에는고용의유인이줄 어들게되고불경기에는해고의유인이커지기때문이다. 4. 연령계층별실업률모형 최근우리나라에서는청년실업문제가심각하게논의되고있다. < 표 2> 를보면 세청년층의실업률은 세또는 세의실업률보다 2배이상높음을 알수있다 세의경우 세보다실업률이높기는하지만비슷한수준을 보이고있으며 50 대의경우실업률은다른연령계층보다낮은수준으로나타났다. 노동시장구조에따라각연령에대한노동수요가다르고노동공급유인또한 다르기때문에경기변동에따른연령계층별노동시장의반응이다르게나타날 수있다. 따라서연령계층별실업률이경기변동에어떻게반응하는지살펴보는 것이노동시장의구체적인움직임을이해하고최근의청년실업을이해하는데도 움이될것이라고생각된다. 이에따라연령계층별로경기변동에대한실업률반 응을추정하였는데추정모형은앞의실업률모형과같고다만분석대상이되는 종속변수만각연령계층별실업률의순환변동으로대체하였다. 분석기간은우리 나라연령계층별실업률통계가 1980년부터제공되기때문에 1980년 1/4분기부 터 2006년 2/4 분기까지이다. 동분석기간에맞추어국내총생산의순환변동도 1980년 1/4분기부터 HP 필터를적용하여구하였다. < 표 2> 연령별실업률 전체 자료: 통계청(kosis 국가통계포털 ) (%)

13 104 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) < 표 3> 에제시된모형의추정결과를살펴보자. 첫째, 세의경우경기변 동에따른실업률의반응이외환위기전 -0.16( 인경우) 과 -0.22( 인경우) 로추정되었다. 24) 하지만 Wald 테스트결과두계수가통계적으로유의 한차이를보이지는않았다. 외환위기이후를보면국내총생산의순환변동이음 (-) < 표 3> 연령별실업률모형의추정결과 24) 이추정결과는경기가좋은경우 1% 의국내총생산증가는 0.16%p의실업률하락을가져오고경기가나쁜경우 1% 의국내총생산감소는 0.22%p 의실업률상승을가져옴을의미한다.

14 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 105 계수 설명변수 *** (.0431) *** (.0637) (.1016) * (.0615) Wald 테스트 (p-value) 연령별실업률모형 *** (.0891) ** (.0725) 종속변수: 실업률순환변동( ) *** (.0237) *** (.0342).0030 (.0562) *** (.0344).4786 *** (.0782).1593 * (.0838) *** (.0838).1189 * (.0622) *** (.0288) (.0409) (.0677) *** (.0428).4792 *** (.0860).0116 (.0717) *** (.0240) (.0340) (.0579) *** (.0358).5107 *** (.0799).1379 (.0916) ** (.0912).0794 (.0641) (.4550) (.6903) (.3379) (.7785) 기각됨 (.0212) 기각됨 (.0356) 기각됨 (.0534) 기각됨 (.0586) (.6811) 기각됨 (.0864) 기각됨 (.0738) (.6272) 주: HP 필터로추세를제거한자료를이용하였고모형에서추정된상수항의값은생략하였다. 는외 환위기이후의기간에대하여 1 의값을갖는더미변수이며괄호안의수치는표준오차이다. *, **, *** 는각각추정치가 10%, 5%, 1% 의수준에서유의함을의미한다. Wald 테스트의기각여부는유의수준 10% 를기준으로판단하였다. 일경우에만실업률반응이통계적으로유의한것으로나타났으나 Wald 테스트 결과국내총생산의순환변동이양(+) 인경우와음(-) 인경우반응이서로다르지 않다는가설을기각할수없었다. 둘째, 세연령층의경우외환위기이전경기변동에따른실업률의반응이 -0.11( 인경우) 과 -0.09( 인경우) 로추정되었다. 이두반응은통 계적으로유의한차이를보이지는않았으며( 대칭적반응) 20대실업률의반응과

15 106 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) 비교해보면 30 대실업률의반응이작은것으로나타났다. 즉 30대의노동시장은 20 대에비해경기변동의영향을덜받는것으로이해할수있다. 외환위기이후추가적인실업률의반응( 더미변수의반응을의미) 이불경기 ( 경우) 에만통계적으로유의하게추정되어외환위기이후경기변동에따 른 30대연령층실업률의반응은 -0.11( 인경우) 과 -0.23( 인경 우) 이된다. Wald 테스트결과외환위기이후실업률의반응이통계적으로유의 한차이를보이는것으로나타나경기변동에대한실업률의반응이외환위기이 후비대칭적으로변화한것을알수있다. 셋째, 40-49세연령층의경우외환위기이전의실업률반응은경기가좋은경 우 ( 인경우) 에만통계적으로유의한반응이추정되었고경기가나쁜경우 ( 인경우) 실업률의반응은통계적으로유의하지않은것으로나타났다. 이는사회적으로안정적인자리를잡은계층인 40대의경우경기가좋아지면고 용이증가하였으나경기가나빠지더라도고용에별변화가없었음을의미한다. 20대및 30대의결과를고려해보면외환위기이전에는경기가나쁜경우주로 젊은층위주로고용조정이있었던것으로해석된다. 25) 이에반해외환위기이 후 40 대실업률의반응은경기가좋은경우( 인경우) 에는 -0.14, 경기가 나쁜경우 ( 인경우) 에는 로추정되었다. Wald 테스트의결과 40대 실업률의반응은외환위기이후오히려대칭적인형태로변화한것으로나타났 다. 이러한결과는외환위기이전안정적인고용환경을누렸던 40대노동자들도 외환위기를겪으면서노동시장의구조적변화로인해고용의안정성이악화되었 기때문인것으로추측된다. 넷째, 50-59세연령층의경우도 40-49세연령층의경우와유사하게외환위기 이전에는경기가좋아지는경우에만실업률이하락하는비대칭적인모습을보였 다가외환위기를겪으면서실업률의반응이대칭적인모습으로바뀌었다. 50대의 경우도외환위기를겪으면서안정적인고용환경이악화된것으로해석된다. 5. 경제활동인구모형 25) 경기변동에따른실업률의변화가고용의변화와경제활동인구의변화를의미하지만쉬운이해를위해고용의변화만을이용하여설명하였다.

16 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 107 노동시장통계는 15 세이상인구를기준으로작성된다. 15세이상인구는경제 활동인구와비경제활동인구로분류되고경제활동인구는다시취업자와실업자로 분류된다. 실업률은경제활동인구대비실업자수를나타내는지표로고용조정 과경제활동인구변화에의해서영향을받게된다. 다시말하면, 앞서분석한경 기변동에대한비대칭적실업률의반응이경기변동에따른경제활동인구변화 또는고용변화에의해서도나타날수있기때문에경제활동인구변화를살펴보 는것은노동시장의움직임을이해하는데중요하다. 26) 15세이상인구증가율은 1970년대연평균 3.4% 에서 2000년대연평균 1.2% 로 둔화되었다. 그러나경제활동인구는 1984년과 1998년을제외하고꾸준한증가세 를보여왔다. 결과적으로경제활동참가율도 1970년 57% 에서 2006년 62% 로상 승하였다. < 표 4> 경제활동참가율 (%) 전체 남성 여성 자료: 통계청(kosis 국가통계포털 ) 남성경제활동인구는 1970년대연평균 3.4% 의속도로증가하였으며 1980년대 2.0%, 1990년대 1.7%, 2000년대 1.2% 로증가세가둔화되고있다. 특히외환위기 이후만보면남성경제활동인구는연평균 0.9% 의증가를보여정체된모습이다. 이에반해여성경제활동인구는 1970년대에연평균 4.2% 의증가를보인이후 1980 년대 3.4%, 1990 년대 1.9%, 2000 년대 1.6% 의속도로증가하여남성보다는증 가세둔화가심하지않다. 외환위기이후만보더라도여성경제활동인구는연평 균 1.3% 씩증가하였다. 결과적으로경제활동인구중여성의비중은 1970년대 36.7% 에서 1980년대 38.7%, 그리고 2000년대 41.3% 로지속적으로커지고있다. 26) 최근에고용률을강조하는연구들이발표되고있으나고용률은인구대비취업자를나타내는지표로서자신의의지에따라경제활동에참여하지않는인구를분석에포함하게된다. 고용률을이용한분석은경제상황의변동에따른경제활동인구규모의변화를고려하지못하게되어노동시장의변화에대한분석이정확하지않을수있다.

17 108 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) 경기변동에따른경제활동인구의변화를추정한결과는 < 표 5> 에제시되어 있다. 추정모형은앞에서사용한모형과같고종속변수만경제활동인구의순환 변동으로대체하였다. 15세이상인구의수는경기변동에반응을하지않기때문 에경제활동참가율이아닌경제활동인구를분석대상으로하였다. 모형의종속변 수인경제활동인구의순환변동은계절조정된경제활동인구와그추세의로그편 차로계산하였다. 27) 15세이상인구의경제활동참가를보면총생산이 1% 증가( 감소) 할경우경제 활동인구는 0.12% 증가( 감소) 하는것을알수있다. 경기변동에따른경제활동인 구의반응이비대칭적인지를분석하기위해두번째열에서는국내총생산의순 환변동에따라경제활동인구의반응을각각추정하였다. 그결과총생산순환변 동이양(+) 인경우총생산이 1% 증가할때경제활동인구는 0.12% 증가하며총생 산순환변동이음(-) 일경우총생산이 1% 감소하면경제활동인구는 0.12% 감소 하는결과를보여경기가좋은경우와나쁜경우경제활동인구의반응에유의한 차이가발견되지않았다. < 표 5> 의세번째열은외환위기이후나타난노동시장의변화가경제활동인 구의변화에어떠한영향을미쳤는지를알아보기위해모형에외환위기이후를 나타내는더미변수를포함시키고그계수를총생산순환변동의부호에따라각 각추정하였다. 28) 외환위기이전에는총생산순환변동이양(+) 일경우총생산이 1% 증가하면경제활동인구는 0.13% 증가하는것으로추정되었으며총생산의순 환변동이음(-) 일경우총생산의 1% 감소는경제활동인구를 0.06% 감소시키는 것으로추정되었다. 총생산의순환변동이양(+) 인경우추정치는통계적으로유 의하였으나 Wald 테스트결과두추정치가서로다르지않음을기각할수없었 다. 경제전체로보면경기변동에대한경제활동인구의반응은경기에상관없이 비슷한( 대칭적인) 것으로판단된다. < 표 5> 경제활동인구모형의추정결과 27) 경제활동인구자료는년분기부터년분기까지이용하였으며추세는필터를적용 / /4 HP 하여계산하였다. 28) 추정결과외환위기더미의계수는통계적으로유의한값을갖지않았다.

18 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 109 계수 설명변수 경제활동인구전체남여 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) 종속변수: 경제활동참가순환변동( ).1192 *** (.0379) (.0291).1201 * (.0707).1184 * (.0642).1323 * (.0726).0601 (.0966).0292 (.2585).0863 (.1063).0329 (.0566) (.0523).2843 ** (.1458).3994 *** (.1380).2725 * (.1497).4668 ** (.2090) (.5418) (.2245).2112 ** (.0837).2112 ** (.0840).2107 ** (.0844).2135 ** (.0840).2027 ** (.0851).1986 ** (.0837).1955 ** (.0846) (.0814) (.0821) (.0826).0411 (.0825) (.0843) (.0801) (.0808) Wald 테스트 (p-value) (.9877) (.6110) (.3958) (.6202) (.5149) (.8334) (.9782) (.9584) (.7679) 주: HP 필터로추세를제거한자료를이용하였고모형에서추정된상수항의값은생략하였다. 는외환위기이후의기간에대하여 1의값을갖는더미변수이며괄호안의수치는표준오차이다. *, **, *** 는각각추정치가 10%, 5%, 1% 의수준에서유의함을의미한다. Wald 테스트의기각여부는유의수준 10% 를기준으로판단하였다. 한편, 경기변동에따른남성경제활동인구의반응을추정하였는데대칭적모형 과비대칭적모형모두에서남성경제활동인구는경기변동에반응하지않는결 과를얻었다. 29) 그러나여성경제활동인구는경기변동에의해영향을받는것으 29) < 표 5> 에제시되지는않았지만외환위기더미를포함한경우도남성경제활동인구는경기변동에따

19 110 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) 로추정되었다. 30) 국내총생산의순환변동부호에따라여성경제활동인구의반응 은 < 표 5> 의여섯번째열에서살펴볼수있는데호경기의경우( ) 국내 총생산 1% 증가는여성경제활동인구를 0.28% 증가시켰으며불경기의경우 ( ) 국내총생산 1% 감소는여성경제활동인구를 0.40% 감소시켰다. 이는 경기가좋은경우보다경기가나쁜경우여성경제활동인구가크게반응했음을 의미한다. 그러나두계수간차이가통계적으로유의하지는않았다. < 표 5> 의일곱번째열은경기변동에대한여성경제활동인구반응에변화가 있었는지알아보기위해모형에외환위기더미변수를포함하여추정한결과이다. 외환위기더미의계수가통계적으로 0과다르지않아외환위기이후경기변동에 대한여성의경제활동인구반응은외환위기이전과달라지지않았던것으로보 인다. 추정결과경기가나쁜경우에여성경제활동인구반응이더큰것으로분 석되기는하였지만여성경제활동인구반응에서나타난호경기와불경기간의 차이는통계적으로유의할정도는아니다. 따라서경기변동에대한여성경제활 동인구반응은외환위기를전후하여모두대칭적이었다고할수있다. 이상의경제활동인구분석결과를요약하면남성의경우경제활동인구가경기 변동에반응하지않는것으로나타났고여성의경우는경제활동인구가경기에 반응하고있는것으로밝혀져경제내에서남성과여성의행태에차이가있음을 알수있다. 이는여성이남성과는달리노동시장의단기적인변동에따라경제 활동참가여부를결정하였기때문인것으로추측된다. 부연하면, 남성은경기와 상관없이취업을하거나구직활동을하지만여성은경기가좋아서구직이가능 할경우노동시장에참여하고경기가나빠질경우에는구직이어려워지기때문 에노동시장에참여하지않는행태를보인것으로생각된다. 이에따라여성의 실업률이남성에비해항상낮게유지되었던것으로보인다. 31) Ⅳ. 결론 라반응하지않는것으로나타났다. 30) 여성경제활동인구의경기변동에대한반응을대칭모형으로분석한결과국내총생산이 1% 증가( 감소) 할경우여성경제활동인구는 0.34% 증가( 감소) 하는것으로나타났다. 31) 여성의실업률은 1970년부터 2006년의기간에남성의실업률보다평균적으로 1.76%p 낮았다.

20 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 111 우리나라는외환위기직후실업률이급격히상승하고실질국내총생산도크게 감소하면서실업이사회적관심사로부상하였다. 외환위기를극복한현재에도실 업률은외환위기이전보다높은수준에서유지되고있으며특히비정규직확산 및청년실업등이해결되지않는등노동시장에구조적변화가발생한것으로보 인다. 본연구는외환위기이후노동시장의구조적변화로인해경기변동과실업 률간의관계가어떻게달라졌는지살펴보았다. 이과정에서경기변동에대한연 령별실업률의반응과경제활동인구의반응도추정하였다. 분석결과는다음과같다. 첫째, 경기변동에대한실업률의반응이외환위기이 후더커졌다. 그리고호경기와불경기에따라비대칭적인형태로바뀌었다. 이러 한결과는외환위기이후국내노동시장이유연하게변화하였고기업들도인력 을경기변동에탄력적으로운영하는등고용행태에변화가있었음을의미한다. 둘째, 경기변동에대한연령별실업률의반응을보면외환위기를겪으면서각 연령별실업률의반응이달랐던것으로분석되었다. 20대의경우외환위기이전 대칭적이던반응이외환위기이후에도이어졌으며 30대의경우외환위기이전의 대칭적반응이외환위기이후에는비대칭적으로변화하였다. 40대와 50대의경우 외환위기이전에는호경기에만실업률이경기에반응하는비대칭성을보였으나 외환위기이후에는불경기에도실업률이조정되는대칭적인형태로변화하였다. 이는 40대및 50 대의고용안정성이외환위기를겪으면서악화되었음을의미한다. 셋째, 경기변동에대한경제활동인구의반응은외환위기이전이나이후유사한 것으로추정되었다. 그리고두기간모두경기변동에대칭적인모습을보였다. 넷째, 경기변동에대한경제활동인구의반응을성별로구분하여분석한결과 남성경제활동인구는경기변동에전혀반응하지않은반면여성경제활동인구는 경기변동에민감하게반응하는것으로나타났다. 이는남성의경우가정부양이 라는전통적인역할때문에, 여성의경우는남성과달리여성의경제활동참가여 부가취업과밀접하게연결되어있기때문인것으로추측된다. 즉, 여성은취업이 되지않을경우곧바로비경제활동인구로편입하는데이로인해경기변동에따 른경제활동인구의변동성도여성이남성보다더크고실업률도남성보다항상 낮게유지되는것이다. 이상을종합하면우리나라의경우경제활동인구가경기변동에대칭적인반응 을보이기때문에경기변동에따른실업률의비대칭적인반응은고용이비대칭

21 112 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) 적인형태를보이기때문이라고할수있다. 고용이경기변동에비대칭적인이유 는여러가지가있겠지만최근비정규직증가로인해고용안정성에위협을느낀 정규직들의과도한고용보호요구및적대적노사관계로인한신규채용의감소, 비정규직채용확대를통한해고유연성의강화, 그리고산업의발전에따른노 동생산성의향상등에따른기업들의채용유인의변화등이복합적으로작용한 것으로생각된다.

22 경기변동에따른노동시장의비대칭적반응분석 113 < 참고문헌> 노동시장선진화기획단, 노동시장의유연안전성제고방안, 한국노동연구 원정책자료 박성익 유병철, 이력효과를고려한지역별오쿤의법칙의추정: 비대칭공적분 모형의활용, 국제경제연구, v.12, n.1, 2006, pp 한진수, 한국경제에서의오쿤의법칙: 실업정책에대한시사점, 노동경제논 집, v.22, n.2, 1999, pp Harris, Richard and Brian Silverstone, "Testing for Asymmetry in Okun's Law: A Cross-Country Comparison," Economics Bulletin, v.5, n.2, 2001, pp Kim, Chang-Jin, Jeremy M. Piger, and Richard Startz, "Estimation of Markov Regime-Switching Regression Models with Endogenous Switching," Federal Reserve Bank of St. Louis, Working Paper C, Lee, Jim, "The Robustness of Okun's Law: Evidence from OECD Countries," Journal of Macroeconomics, v.22, 2000, pp Moosa, Imad A., "A Cross-Country Comparison of Okun's Coefficient," Journal of Comparative Economics, v.24, 1997, pp Okun, Arthur. M., "Potential GNP: its measurement and significance," Proceedings of the Business and Economics Statistics Section, American Statistical Association, 1962, pp Palley, Thomas I., "Okun's Law and the Asymmetric and Changing Cyclical Behavior of the USA Economy," International Review of Applied Economics, v.7, 1993, pp Parachowny, Martin F. J., "Okun's Law: Theoretical Foundations and Revised Estimates," Review of Economics and Statistics, v.75, 1993, pp Silvapulle, Paramsothy, Imad A. Moosa, and Mervyn J. Silvapulle, "Asymmetry in Okun's Law," Canadian Journal of Economics, v.37, n.2, 2004, pp Viren, Matti, "The Okun Curve is Non-linear," Economics Letters, v.70, 2001, pp

23 114 한국은행금융경제연구원 經濟分析 제14권제1 호 (2008.3) Asymmetric Responses to the Business Cycle in Korean Labor Market Wooyoung Kim This paper analyzes the responses of labor market to the business cycle as well as the changes in those responses after Korean financial crisis which occurred late 1997 and early The unemployment rate and the size of labor force serve the indicators of labor market movement. The characteristics of Korean labor market responses found in this research are the followings. The unemployment rate responded to the business cycle symmetrically in both boom and recession before the crisis. But after the crisis, the response of unemployment rate to the business cycle turned into asymmetric and the response became bigger in recession than in boom. Each age group shows different pattern in their responses of unemployment rate to the business cycle. Young people in their 20's and 30's have had unstable employment. Their unemployment rate responded symmetrically to the business cycle before the crisis then their responses got bigger after the crisis. Even though the 40's and 50's had enjoyed stable employment before the crisis, their employment rushed into unstable conditions after the crisis. The size of labor force witnessed symmetric response to the business cycle and found no change in the way of responding to the business cycle after the crisis. But the way of responding reveals a huge difference by gender. Though the male labor force does not show any systematic response in its size to the business cycle, the size of female labor force fluctuates closely as the business cycle does. But the crisis did not bring any change to the response of the size of the female labor force. JEL Classification Number : E24, E32 Keywords : Okun's law, Business cycle, Unemployment rate, Labor force.

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KDI정책포럼제221호 ( ) ( ) 내용문의 : 이재준 ( ) 구독문의 : 발간자료담당자 ( ) 본정책포럼의내용은 KDI 홈페이지를 통해서도보실수있습니다. 우리나라경 KDI정책포럼제221호 (2010-01) (2010. 2. 10) 내용문의 : 이재준 (02-958-4079) 구독문의 : 발간자료담당자 (02-958-4312) 본정책포럼의내용은 KDI 홈페이지를 통해서도보실수있습니다. http://www.kdi.re.kr 우리나라경기변동성에대한요인분석및시사점 이재준 (KDI 부연구위원 ) * 요 약,,, 1970. * (,