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1 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 67 노동정책연구 1) 제9 권제2호 pp.67~93 c 한국노동연구원 연구논문 기업내교육훈련의경영성과효과 노용진 * 채창균 ** 본연구는기업의교육훈련투자행위를이해하기위하여한국직업능력개발원의 인적자본기업패널 자료를이용하여기업교육훈련의생산성및수익성효과에관한실증분석을시도하였다. 생산성지표로서는매출액외에부가가치를, 수익성으로는영업이익을사용하였으며, 교육훈련변수로는 1인당교육훈련비를사용하였다. 내생성문제를해결하기위해통계모형은 2SLS모형과 1계차분고정효과모형을사용하였다. 본연구결과는 1인당교육훈련비가 1인당매출액에는통계적으로유의한양 (+) 의영향을미치고있지만, 부가가치와영업이익에대해서는통계적으로유의한양 (+) 의영향을미치지않고있다. 이상의결과는교육훈련의수익성효과를지지하지않고있으며, 생산성효과에대해서는부분적으로만지지하고있다. 마지막으로본연구의분석결과를요약 해석하고정책적함의를도출하였다. 핵심용어 : 기업교육훈련, 생산성효과, 수익성효과, 내생성문제, 직업능력개발정책 논문접수일 : 2009 년 3 월 16 일, 심사의뢰일 : 2009 년 4 월 29 일, 심사완료일 : 2009 년 6 월 11 일 * 서울산업대학교경영학과부교수 (ynho@snut.ac.kr) ** 한국직업능력개발원연구위원 (che@krivet.re.kr)

2 68 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 Ⅰ. 들어가는말 인적자원의궁극적인수요자가기업조직이기때문에가장실제적인교육훈련은결국기업에서이루어질수있게된다. 기업들은숙련의최종사용자로서산업현장에서요구되는숙련의종류와내용을잘알고있으며근로자들에게실제적인숙련을학습시킬수있는내용도풍부하게가지고있다. 그리고무엇보다근로자들의실제직무수행과정은그자체로서살아있는학습방식이자터전이기때문에기업내훈련만큼훌륭한직업능력개발의장을찾기는쉽지않다. 특히최근테크놀로지의발전과지식기반경제의활성화, 경제의세계화와무한시장경쟁의시대를맞이해서숙련요건의내용이급격하게변화하고기업간숙련의통용성이약화되는상황속에서일반훈련보다기업내교육훈련을통한기업특수숙련의향상이더욱절실하게요청되고있다. 이런점에서기업내교육훈련을촉진할수있는방안을찾는것이대다수국가의인적자원개발정책에서주된문제의식을이루고있다. 기업의교육훈련을촉진할수있는방안을탐색하기위해서는기업들의교육훈련투자동인이어느정도인지, 그것이어디에서비롯되고있는지등을확인할필요가있다 1). 기업의주된목표가이익창출에있기때문에기업의교육훈련투자도그핵심적동인이교육훈련의재무성과효과에있다고할수있다. 이런시각에서보면, 기업의교육훈련투자행위의이해를위한첫출발점으로서기업의교육훈련투자가기업의재무성과에어떤영향을미치는지에관한실증분석이중요한의미를가진다. 더구나교육훈련의효과성이나그에대한기업 1) 본연구의분석모형은기업내교육훈련의실시에서근로자의이해를배제하고있다는점에서기업의교육훈련투자모형이라고할수있다. 기업내교육훈련투자는사용자측에의해주도되는경향이있기때문에모형의단순화를위해서근로자측의이해는배제하였다. 경영자들이주도하고있다는기업내교육훈련의특성때문에기업내근로자간교육훈련배분등의문제가발생할가능성이있지만, 그것은본연구의분석범위를벗어나기때문에그에관한본격적인다른연구들을기대해본다. 이점에관해유익한지적을해준익명의심사위원에게감사를드린다.

3 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 69 들의기대는노동시장이나고용관계의성격등에따라나라마다다를것이기때문에우리나라기업들을대상으로한교육훈련의효과성을분석할필요가있다. 그동안기업내교육훈련의경영성과효과에관한연구들이일정하게축적되어왔음은주지의사실이다 (Bishop, 1991; Holzer et al., 1993; Bartel, 1994; Black & Lynch, 1996; Black & Lynch, 1997; Barrett & O'Connell, 2001; 류장수, 1995; 김안국, 2002; 이병희 김동배, 2004; 노용진 정원호, 2006). 이상의선행연구들은모두재무성과중생산성에초점을맞추었고, 생산성지표로서대부분매출액을사용하고있다. Bartel(1994) 과류장수 (1995), 김안국 (2002) 등이예외적으로부가가치를, Holzer et al.(1993) 이불량률을매출액외의추가적인종속변수로사용하고있다. 분석결과는대체로기업의교육훈련이생산성에긍정적인영향을미치는것으로나타나고있다 (Bishop, 1991; Holzer et al., 1993; Bartel, 1994; Black & Lynch, 1996; Barrett & O'Connell, 2001). 국내연구들도대부분기업교육훈련의긍정적생산성효과를확인하고있는데 ( 김안국, 2002; 이병희 김동배, 2004; 노용진 정원호, 2006), 류장수 (1995) 에서만기업교육훈련이통계적으로유의하지않은생산성효과를보이고있다. 기업교육훈련의생산성효과가이처럼상당히일관되게긍정적으로나타나고있음에도불구하고그것을기업의교육훈련투자태도와행위를이해하는근거로삼기에는몇가지유보를달아야한다. 첫째, 노동생산성은사회적효용성을대표하는지표로서정부가기업의교육훈련에대한지원을할필요가있는지여부를판단하는좋은기준이지만, 기업의교육훈련투자행위를결정하는직접적인요인은아니다. 기업의입장에서는생산성보다수익성이더우선적인투자행위판단의기준이기때문에수익성이기업의교육훈련투자를결정하는직접적인요인이다. 이처럼사회적효용성을의미하는노동생산성에대한효과성여부는정부가기업의교육훈련투자를지원하는것이정당한것인가의논거를제시하는의미는있지만, 기업의교육훈련투자행위를이해하기위해서는교육훈련의노동생산성효과보다수익성효과를분석하는것이더타당하다. 정책적입장에서도기업내직업훈련에관한정부의인적자원개발정책이궁극적으로기업의교육훈련투자행위에바탕을두고구사된다고한다면, 노동생산성효과외에수익성효과에관한분석도필요한것이다.

4 70 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 둘째, 중간재등의제조원가가포함되어있는매출액이재무성과지표로서얼마나높은대표성을가지고있는지의구심이간다. 특히최근에는모듈생산의확산을기초로해서외주하청과협력회사등을활용한부품의외부조달과제조공정의외부화가일반화되고있는상황에서매출액이기업내부의생산성지표로서타당성이떨어지고있다. 이점에서매출액보다부가가치가노동생산성지표로서더타당한개념이다. 이처럼부가가치가생산성지표로서는더타당하지만, 그에관한정보가상장법인등일부기업에서만제공되고그밖의기업들에서는제공되지않아서표본선택편의가발생할우려가있다. 그와동시에기존의연구들이주로매출액을사용하였기때문에그결과들과의비교검토를위해서도매출액과부가가치를동시에사용할필요성이제기된다. 이상의문제의식에서본연구는교육훈련의재무성과효과를매출액에한정하지않고생산성지표인부가가치와, 수익성지표들인영업이익등다양한경영성과지표들을사용하여교육훈련의재무성과효과성을실증적으로분석하고자한다. 여기서수익성지표는, 엄격하게말하면교육훈련의수익에서비용을차감한교육훈련수익성지표를사용해야하지만, 그와같은변수의작성은현재의재무공시체계속에서는현실적으로불가능하기때문에그에가장근접한재무정보인영업이익을수익성지표로서사용하고자한다. 본연구는다음과같이구성되어있다. 제Ⅱ장에서는기업의교육훈련투자가경영성과에미치는영향에관한선행연구들을검토하고이론적논의를진행하며그것을바탕으로연구모형을설정하고자한다. 제Ⅲ장에서는본연구의자료와기초통계를기술하고, 제Ⅳ장에서기업의교육훈련투자가경영성과에미치는영향에관한회귀분석결과를제시 논의하고자한다. 마지막으로제Ⅴ장에서본연구의분석결과를요약하고정책적함의를도출하면서결론을맺고자한다. Ⅱ. 이론적논의와연구모형 본연구의주된종속변수인수익성과생산성은서로밀접한관계를가지고

5 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 71 있다. 기업의영업이익은매출액에서제비용을공제하고남은금액이기때문이다. 영업이익과매출액, 제비용을근로자수로나누어서함수관계로나타내보면, 1인당영업이익은 1인당매출액과 1인당비용으로표현될수있다. (1) 여기서 Y는영업이익, Q는매출액, C는제비용, L은총근로자수이다. 가노동생산성을, 는 1인당비용을가리키고있기때문에 와 에대한계수들은각각양수와음수일것으로기대된다. 본연구는선행연구들의전통에따라서 Cobb-Douglas 생산함수를이용하여 를도출하고자한다. 주지하다시피, Cobb-Douglas 생산함수는생산량이자본과노동의함수로나타난다. (Q는생산량, K는자본, 는유효노동 ) (2) 본연구의취지상노동량을단순한노동량이아니라질적차이를구분한유효노동을독립변수로포함하고자한다. 교육훈련의효과성이우선개인근로자들의숙련수준에나타나기때문에유효노동은교육훈련의결과축적된숙련수준의함수로서나타나게된다 (Bartel, 1994) : (T는교육훈련 ). 여기에서유효노동은해당시기의교육훈련뿐아니라이전의교육훈련에의해서누적적영향을받고있지만, 본연구에서는 2회분의짧은패널자료를사용하기때문에해당시기의교육훈련만을고려하고자한다. 이것을 Cobb-Douglas함수식에산입하고 log를취하여재정리하면다음과같은생산함수식을얻게된다. ln ln ln ln (3) 여기서 ln 는노동생산성, ln 는노동장비율, 는교육훈련, 는 기타통제변수들이다.

6 72 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 한편수익성함수는노동생산성함수의독립변수들과 1인당비용에영향을 주는변수들로구성된다. 은크게자본비용, 노동비용, 원자재비용등으로구성되어있기때문에그것은임금수준, 노동장비율, 원자재비용등의함수로표현될수있다. 여기서노동장비율은생산성함수에이미포함되어있기때문에생산성함수에임금수준과원자재비용등을추가하여수익성함수를도출할수있게된다. 그중원자재비용에대한정보가본연구의사용자료에포함되어있지않기때문에그것은고정계수에포함하여고정효과모형을통해통제하고자한다. (4) 기존의선행연구들이이상의교육훈련의재무성과효과성함수를추정할때부닥쳤던문제는크게두가지이다. 하나는교육훈련변수의측정문제이고, 다른하나는내생성문제이다. 그중교육훈련변수의측정문제가본연구의문제의식과연관성이높기때문에그것을먼저살펴보고내생성문제는아래에서다시논의하기로한다. 교육훈련의측정은크게훈련수혜자비율 훈련시간과훈련비용등으로구분될수있다. 전자의변수들은물리적측면이강하고, 후자는재무적측면이강하기때문에전자는생산성함수에, 후자는수익성함수에더적합하다고할수있다. 이점때문에교육훈련의노동생산성효과성에초점을맞추었던기존의선행연구들은교육훈련의물질적측면에더많은비중을두었다. 가령 Bartel(1994) 은공식훈련의존재여부, Black & Lynch(1996) 는훈련참가근로자비율, Holzer et al.(1993) 은 1인당훈련시간등을교육훈련변수로사용하고있다. 예외적으로아일랜드자료를사용하고있는 Barrett & O'Connell(2001) 이훈련참가근로자비율, 1인당훈련일수, 1인당훈련비등다양한교육훈련변수들을사용하고있다. 역으로선행연구들이주로물리적개념의교육훈련변수사용은교육훈련의생산성효과에치우치는한원인이되었다 (Bartel, 2000). 즉노동생산성은재무적측면보다물리적측면이더강하기때문에교육훈련시간이나교육훈련수혜

7 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 73 자비율등의물리적개념은노동생산성에더조응하는개념이다. 동일한논리에서보면, 교육훈련의수익성효과모형은그에조응하는개념으로교육훈련비개념을요청하게된다. 이처럼수익성모형의추정을위해서는교육훈련비에관한정보가필요함에도불구하고미국선행연구들의경우그에관한정보를얻기가어렵기때문에주로물리적개념을사용하여왔다. 가령 Columbia Business School Survey를사용하고있는 Bartel(1994) 에의하면, 그설문조사에교육훈련비문항이존재하지만결측치가지나치게많아서훈련비를독립변수로사용하지못하고있다. 반면에우리나라의선행연구들의경우에는대부분독립변수로 1인당교육훈련비를사용하고있다 ( 류장수, 1995; 김안국, 2002; 이병희 김동배, 2004; 노용진 정원호, 2006). 그러나이들선행연구들에서사용된교육훈련비는모두기업의재무정보공시에서입수한교육훈련비인데, 이수치의신뢰성에대해의구심이제기되고있다 ( 김안국, 2002). 생산직과판매관리직의교육훈련비가각각제조원가명세서와손익계산서에분리되어정리되어있는데, 제조원가명세서는상장기업중심의제한된기업에서만공시되고있다. 기업에따라교육훈련비를제조원가명세서와손익계산서로분리하여보고하는원칙이명확하게지켜지지않는경향도있는것으로알려지고있다. 그에따라이병희 김동배 (2004) 와노용진 정원호 (2006) 에서는기업의재무공시자료에기초하여산출한교육훈련비평균과노동부의 기업체노동비용조사 를기초로유사집단에대해산출한교육훈련비평균이서로현격한차이를보이고있다. 반면에본연구는한국직업능력개발원의 인적자본기업패널 설문조사자료를이용하고있는데, 이후에다시보겠지만거기에서입수한교육훈련비평균값이노동부의 기업체노동비용조사 의교육훈련비평균과유사함으로보이고있다. 교육훈련비를교육훈련변수로사용하는경우부닥치는또다른문제는교육훈련비가직접비용외에도기회비용이존재한다는사실이다. 여기서기회비용은주로교육훈련실시에따라노동일수의손실로구성된다. 이기회비용을구하기위해서는교육훈련의실시로인해원래예정되어있었으나채우지못한생산액수를파악할필요가있는데, 설문조사를통해그것을파악하기는매우어려운것이현실이다. 그런한계때문에본연구도교육훈련비를결국교육훈

8 74 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 련실시에소요되는직접비용을중심으로구성하고있는데, 그것은기회비용이직접비용과정비례관계에있다는다소강한가정이전제되어있다. 재무공시자료가가지는정보제약으로인해그자료만을이용하는교육훈련의재무성과효과성모형은또한가지문제점을가지고있다. 다름아니라, 그것은통계모형이통제변수들을충분하게통제하지못한단순모형을벗어나지못하는데있다. 이때사용자료가무작위추출에의해표집되고회수율이거의 100% 에가깝다면문제가없지만, 통상그러한조건을충족하기는매우어려운실정이기때문에충분한통제변수들을포함한풍부한교육훈련경영성과효과모형이필요하게된다. 본연구는안정적이고내용이풍부한한국직업능력개발원의 인적자본기업패널 (HCCP) 을이용하여이상에서살펴본선행연구들의문제점들을극복해보고자한다. 우선교육훈련변수들로서설문조사를통해타당성이높은 1인당훈련비를사용하고, 종속변수로서도노동생산성외에수익성지표들을사용하며노동생산성지표로도매출액만이아니라부가가치를사용하고자한다. 선행연구들이교육훈련의재무성과모형추정에서부닥쳤던또한가지과제는내생성문제의해결이었다. 교육훈련이노동생산성이나수익성에영향을미치기도하겠지만, 동시에기업의경영성과가교육훈련에영향을미칠수도있기때문에교육훈련을독립변수로하고노동생산성을종속변수로하는단순회귀모형을추정하게되면교육훈련의계수추정치에편의가발생하게된다. 실제로기업의재무성과에따라요구되는숙련의정도차이나고용관계의장기성, 교육훈련투자에필요한여유자원의존재여부등이교육훈련투자정도에영향을미치고있기때문에기업의재무성과가교육훈련투자에영향을미치고있어서내생성문제가발생할가능성이높다. 이내생성문제를해결하기위해위의선행연구들은다수가패널데이터의고정효과모형을사용하고있다. 가령, Holzer et al.(1993), Bartel(1994), Black & Lynch(1997), Barrett & O'Connell (2001), 김안국 (2002), 이병희 김동배 (2004) 등이고정효과모형을사용하고있다. 반면에 Tan & Barta(1995), 류장수 (1995) 등일부선행연구들은 2SLS모형을사용하기도한다. 그중노용진 정원호 (2006) 는고정효과모형과 2SLS모형을동시에사용하고있다. 횡단면자료를이용한 2SLS의경우, 교육훈련에는

9 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 75 영향을주지만노동생산성에는영향을주지않는도구변수를찾기가매우어렵기때문에 2SLS모형도결국패널자료에의존하게되는경향이있어서 2SLS 모형의추정도패널자료를요구하는경향이있다. 내생성문제와관련해서흥미로운결과는 Black & Lynch(1996) 과 Black & Lynch(1997) 에서발견된다. Black & Lynch(1996) 는미국센서스국이 1994년에실시한 National Center on the Educational Quality of the Workforce(EQW) 의설문조사자료에기초하여횡단면분석을실시하였다. 그이후이조사자료와센서스국의 Longitudinal Research Database를결합하여제조업을대상으로한패널분석을실시한것이 Black & Lynch(1997) 이다. 이들분석결과들에의하면, 교육훈련의노동생산성효과는횡단면분석에서는통계적으로유의한양 (+) 의값을가지고있었지만패널데이터분석에서는교육훈련생산성효과의통계적유의성이사라지고있다. 이결과들은내생성문제의해결이교육훈련투자의경영성과효과를추정하는데매우중요한요소임을생생하게보여주고있다. 본연구에서는내생성문제를해결하기위해패널분석의고정효과모형과 2 단계최소자승법을사용하여이중적으로체크해보고자한다. 패널분석의고정효과모형은오차항중교육훈련에영향을주는요인들이시계열적으로변화하지않는고정효과라는가정에기초하고있다 :. 이와같은고정효과는식 (3) 과식 (4) 의통계모형을 1계차분 (first-differencing) 하거나평균에서차분 (demeaning) 함으로써통제할수있는데, 본연구에서사용하는패널자료가 2회분에한정되어있기때문에 1계차분모형을사용하고자한다. 1계차분패널모형을이용하면교육훈련에영향을주는고정효과를쉽게제거할수있지만, 그것은노동생산성이교육훈련에미치는역방향의영향력을통제하는것은아니다. 1계차분고정효과모형은동시에주요독립변수에측정오차가있는경우추정치의편의성이악화되는것으로알려져있다. 앞서살펴본것처럼교육훈련비나교육훈련시간등에관한정보의신뢰성이낮아서측정오차가크게발생할가능성이있어서 1계차분고정효과모형의추정결과도신중하게해석할필요가있다. 한편 2SLS모형은연립방정식모형을필요로하는데, 그것을위해식 (3) 과

10 76 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 식 (4) 외에교육훈련변수를종속변수로하는회귀모형이추가될필요가있다. 여기에서교육훈련모형의독립변수들은일종의도구변수와같은역할을하게되는데, 본연구에서는도구변수로주로전기의영업이익이나교육훈련비, 그밖에교육훈련에영향을주는작업조직, 임금체계, 인적자원의구성, 산업, 기업규모등을사용하고자한다. (5) 이상에서살펴본것처럼교육훈련의경영성과효과추정에서발생하는내생성문제를주로패널데이터의고정효과모형이나 2SLS모형을사용하여해결하고있는데, 2SLS모형도대부분패널자료를필요로하고있어서두가지모형모두패널데이터를필요로하고있다는점을앞에서언급하였다. 그러나공교롭게도미국이나우리나라에서그동안교육훈련에관한공식적인패널데이터가존재하지않았다. 그에따라연구자들은행정데이터를사용하거나연구자들스스로사적으로수집한패널데이터를이용하여실증분석을실시하였다. 행정데이터의경우에는교육훈련의효과성을분석하기에필요한정보내용이충분하지않은경향이있고, 연구자가사적으로실시하는패널조사의경우에는낮은회수율을우려하여설문조사내용을간소화하는경향이있었다. 이런점들때문에대부분의선행연구들이사용하는자료들에서는사용변수들의내용과다양성이제약되고있다. 반면에본연구는 HCCP라고하는공식적인패널자료를사용함으로써풍부하고신뢰성이높은변수들을사용하는이점이있다. Ⅲ. 자료와기초통계 1. 자료 본연구는한국직업능력개발원의 인적자본기업패널 의 2차년도자료 (2006 년 ) 를중심으로하고, 부차적으로 1차년도자료 (2004년) 를활용하고있다. 인적자본기업패널 은기업체와근로자조사를병행하고있는데, 본연구에서는

11 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 77 기업체조사자료만이사용되고있다. 조사는 2년간격으로이루어지고있기때문에 2차년도조사는 2007년에실시되었고, 조사대상연도는 2006년이다. 조사방식은방문면접조사를원칙으로하고있다. 본연구에서사용된재무정보들은한국신용평가정보 ( 주 ) 의재무정보를결합하여사용하고있다. 표본추출은한국신용평가정보 ( 주 ) 의 KIS 기업 Data(2005) 중 100인이상기업체를모집단으로하여 1차산업, 제조업의일부산업, 서비스업의일부산업을제외하고산업별, 규모별, 기업형태별 ( 상장사, 코스닥, 등록등 ) 로실시한층화추출방식에기초하고있다. 2차년도기업체단위의표본은제조업 316개, 금융업 35개, 비금융서비스업 116개등총 467개소로구성되어있다. 2차년도기업체단위의조사는 1차년도의원패널기업을유지하는것을원칙으로하고있지만, 휴폐업이나 M&A 등으로망실된기업 21개소와조사거절기업 23개소등총 44개소가 2차조사에서패널탈락한기업들이다. 그중사용변수들에서결측치를보인케이스들을제외하고남은 361개기업이본연구의기본표본을구성하고있다. 그러나일부변수들의경우에는결측치가더있어서모형에따라표본의크기가다소간다르게나타나고있다. 2. 변수의작성과기초통계 본연구의주된종속변수들은 1인당매출액, 1인당부가가치, 1인당영업이익등의로그값이다. 그중매출액과부가가치는노동생산성을, 영업이익은수익성을위한변수들이다. 이들재무지표들에서음수가발생하는경우를대비해서로그값을다음과같은방식으로취하였다 : (1) Y>1이면 log_y = log(y), (2) -1 Y 1 이면 Log_Y = 0, (3) Y<-1이면 Log_Y = -log(-y) 이들재무지표들의기초통계는 < 표 1> 에정리되어있다. 평균 1인당매출액은 1차년도에 4.1억원, 2차년도에 5.6억원정도로나타나고있다. 1인당부가가치평균은 1차년도에 0.7억원, 2차년도에 0.9억원, 1인당영업이익평균은 1차년도에 0.2억원, 2차년도에 0.1억원등으로나타나고있다. 2차년도의매출액과부가가치등은 1차년도에비해더증가하고있으나, 영업이익은오히려감소하고있음이눈에띈다.

12 78 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 < 표 1> 주요변수들의기초통계 (N=361) 변수 평균 ( 표준편차 ) 1차년도 (2004년) 2차년도 (2006년) 인당훈련비 ( 천원 ) (446.3) (589.0) 인당고용보험환급액 31.3 (54.7) 50.7 (69.4) 인당매출액 ( 천원 ) 412,511.5 (560,605.9) 562,355.1 (1,317,978.3) 인당부가가치 ( 천원 ) 1) 74,744.7 (63,980.6) 86,317.1 (94,301.6) 인당영업이익 ( 천원 ) 24,808.5 (56,645.6) 12,530.1 (141,859.3) 주 : 1) N=205(2004 년 ), N=159(2006). 주요독립변수들인 1인당훈련비는 HCCP의설문조사항목으로포함되어있는교육훈련비총액을근로자수로나눈값을사용하고있다. 회귀분석에서는이들변수들도로그값을취하여사용하고있다. 1인당교육훈련비는 1차년도에 33만원, 2차년도에 40만원정도로나타나고있다. 노동부의 기업체노동비용조사 에서 10인이상기업규모의통계만정리되어있어서직접적인비교가곤란하다 2). 반면에노동부가 2008년에실시한 기업체직업훈련실태조사 자료에서는 100인이상기업을대상으로한교육훈련비평균을구할수있는데, 그것을기초로기준연도인 2007년도의인당훈련비를계산하면약 38.5만원으로나타나고있어서 HCCP의교육훈련비와근접하고있다 3). < 표 2> 에는기타통제변수들에대한기초통계가정리되어있다. 먼저노동장비율에대한대리변수로 1인당고정자산이사용되었다. 한국신용평가정보 ( 주 ) 의재무정보중에는노동장비율항목이존재하지만, 결측치가많아서 1인당고정자산을노동장비율의대리변수로사용하고자한다. 평균 1인당고정자산은 2) 참고로노동부의 기업체노동비용조사 에서 10 인이상기업규모의 1 인당훈련비가 2004 년도에 24.3 만원, 2006 년에 26.5 만원으로나타나고있다. 훈련비수준은기업규모별로편차가큰특징이있기때문에양통계를직접비교하기에는무리가있다. 3) 여기서재무제표상의교육훈련비를기준으로한타당성검토를하지않은이유는본연구의사용자료에재무제표상의교육훈련비정보에결측치를보이는케이스들이많고, 동시에재무제표상의교육훈련비자체의신뢰성이낮기때문이다. 재무제표상의교육훈련비가낮은신뢰성을보이는이유는교육훈련비가그대상에따라손익계산서와제조원가명세서등으로나뉘어보고되고있는데기인한다. 그중제조원가명세서를공시하지않는기업들이다수존재하고있으며, 또어떤기업의경우에는생산직의교육훈련을대차대조표에포함하여보고하는경우들도있는것으로알려지고있다 ( 김안국, 2002)

13 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 79 1차년도에약 2.0억원, 2차년도에약 3.1억원이어서 1~2 차년도사이에고정자산이현저하게증가했음을알수있다. < 표 2> 기타통제변수들의기초통계 (N=361) 변수 평균 ( 표준편차 ) 1차년도 (2004년) 2차년도 (2006년) 인당고정자산 199,737.7 (335,533.7) 312,100.6 (947,113.2) 근로자수 (1807.2) (1951.7) 인당인건비 ( 백만원 ) (18.8) (73.1) 작업장혁신지수 0.52 (0.3) 0.52 (0.3) 성과급임금지수 0.45 (0.3) 0.47 (0.2) 수출비율 (24.2) (28.7) 노사관계의성격 (0.9) 유노조 (0.5) 고용조정비율 (%) 6.21 (17.2) 0.01 (0.1) 비정규직비율 (%) (20.7) 8.71 (17.0) 연령 40대이상비율 (%) (20.0) 대졸자비율 (%) (25.7) (25.9) 과장급상비율 (%) (16.6) 근속연수 10년이상비율 (%) (17.2) 연간이직률 (%) (12.8) (31.3) 기업연령 ( 년 ) (17.3) 음식료품 (0.2) 섬유봉제모피 (0.2) 석유화학 (0.3) 고무플라스틱 (0.2) 금속비금속 (0.3) 기계장비 (0.2) 컴퓨터및사무용기 (0.1) 전기 (0.2) 전자 (0.4) 자동차운송장비 (0.3) 금융보험연금 (0.2) 통신업 (0.1) SW/SI/ 온라인 DB (0.3) 전문직서비스 (0.2) 인력대행 / 교육서비스 (0.3) 오락 / 문화 (0.1)

14 80 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 조직규모로는근로자수가사용되었다. 근로자수는한국신용평가정보 ( 주 ) 의재무정보에있는총근로자수를사용하였지만, 그것이결측치를보인경우에는 HCCP에서조사된근로자수를사용하였다. 평균근로자수는 1차년도에 758명, 2차년도에 803명이다. 1인당인건비는 HCCP에서조사된총인건비를근로자수로나눈값인데, 평균 1인당인건비는 1차년도에 3.2천만원, 2차년도에 4.1천만원정도로나타나고있어서 1~2 차년도사이에 1인당인건비상승이꽤가파르게나타나고있음을알수있다. HCCP에는제품시장의특성에관한변수들이조사되어있지않아서제품시장의특성변수로서매출액중수출액이차지하는비율을포함하였다. 평균수출액비율은 1차년도에약 26.8%, 2차년도에약 24.2% 정도차지하고있다. 작업조직과인사제도의특성을포착하기위해작업장혁신지수와성과주의임금지수를포함하였다. 작업장혁신지수는 1~2 차년도에공통으로존재하는 QC, 제안제도, 6시그마등의작업장혁신프로그램들의도입여부에관한범주변수들의평균값으로측정하였다 4). 그평균값은 1차년도에 0.52, 2차년도에 0.52 로나타나고있다. 한편성과급임금지수는연봉제, 인센티브 ( 개인성과급, 팀성과급 ), 대집단성과급 ( 사업부성과급, 전사성과급, 이윤배분제도 (Profit sharing), 성과배분제도 (Gain sharing) 등의성과주의임금제도들의도입여부에관한더미변수들의평균값으로측정하였다. 그중개인성과급과팀성과급은 1차로평균을구해서인센티브지수를구하고, 사업부성과급, 전사성과급, 이윤배분제도 (profit sharing), 성과배분제도 (gain sharing) 등은 1차로평균을구해서대집단성과급지수를만든다음최종적으로연봉제, 인센티브제수, 대집단성과급지수등 3가지변수의평균값을구하였다. 이렇게구한성과주의임금지수의평균값은 1차년도에 0.45, 2차년도에 0.47로나타나고있다. 노사관계의성격변수로서노동조합의존재여부와노사관계의협력성정도에관한정성적측정 (5점척도 ) 을포함하였다. 노동조합의존재여부는변화성이약하기때문에 2차년도자료만을사용하였고, 노사관계성격에관한 1차년도자료의신뢰성이낮아서여기에서제외하였다. 따라서노사관계의성격변 4) QC 가 2 차년도에는 QC 와 TQM 으로구분하여조사되고있다. TQM 을제외하고구한 2 차년도의작업장지수가 0.45 정도로뚝떨어지기때문에작업장지수를산출할때 QC 와 TQM 등두변수를하나로통합하여서산입하였다.

15 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 81 수들은 2차년도자료만을사용하고자한다. 이들변수들에대한평균값은유노조기업이 49% 를차지하고, 노사관계의협력성정도는 3.9 점으로서협력적노사관계가다수를차지하고있다. 고용관계의안정성지수로서고용조정비율과비정규직비율, 연간이직률등을사용하였다. 고용조정비율은 1차년도의자료의경우에는 2002~2004년까지의 3개년에걸친고용조정근로자수를 2004년근로자수로나눈값이며, 2 차년도는 2005~2006년의 2개년에걸친고용조정근로자수를 2006년근로자수로나눈값이다. 고용조정비율의평균값은 1차년도에 6.21%, 2차년도에 0.01% 로나타나고있다. 그리고비정규직비율은전체근로자중비정규직근로자가차지하는비율로구하였다. HCCP에서는비정규직근로자의수를 비정규직근로자의수가얼마나됩니까? 로질문하고있기때문에사내하청등간접고용은제외하고직접고용비정규직중심으로응답했을가능성이높다. 평균비정규직비율은 1차년도에 12.5%, 2차년도에 8.7% 로나타나고있다. 마지막으로, 연간이직률은 1년동안이직한근로자수를총근로자수로나눈값이다. 연평균이직률은 1차년도에 12.0%, 2차년도에 12.6% 로나타나고있다. 교육훈련이나경영성과와관련해서중요한의미를가지고있는인적자원의구성요소들을통제하기위해고령인력비율, 고직급자비율, 고근속자비율, 고학력비율등을포함하였다. 고령인력비율은 40대이상인력의비율로, 고직급자비율은과장급이상인력의비율로, 고근속자비율은근속연수 10년이상인력의비율로, 고학력비율은대졸자이상인력의비율로측정하였다. 그중 40대이상인력의비율과과장급이상인력의비율, 근속연수 10년이상인력의비율등은 2차년도에만조사되어있다. 그변수들에대한평균값을보면, 40 대이상인력의비율은 33.4%(2차년도 ), 과장급이상인력의비율은 37.7%(2차년도 ), 근속연수 10년이상인력의비율은 15.1% 등으로나타나고있고, 대졸자비율은 1차년도에 39.5%, 2차년도에 42.0% 로나타나고있다. 전체적으로인력의고령화 고근속화 고직급화현상등이나타나고있으며, 높은고학력비율도확인되고있다. 마지막으로기업연령과산업중분류를통제하고있다. 기업연령은조직의성숙단계를가리키는지표로서포함되었고, 산업중분류는업종적차이를통제

16 82 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 하기위해포함하였다. 기업연령은매년 1년씩증가하기때문에고정효과모형에서는사용되지않고있고, 기초통계도 2차년도에한해서만정리하였다. 표본기업들의평균기업연령은 27.1년으로나타나고있다. 산업분류도시계열적으로불변이기때문에고정효과모형에서는제외되고있다. 산업별분포를보면, 전자 (14%), 금속 비금속 (12%), 석유화학 (10%) 등이상대적으로높게분포되어있고, 컴퓨터및사무용기 (1%), 오락문화산업 (1%), 통신업 (2%0 등의산업에낮게분포되어있다. Ⅳ. 실증분석결과 기업교육훈련의성과에관한회귀분석결과를살펴보기전에교육훈련의효과성에관한정성적평가에관한기초통계를 < 표 3> 에정리하고있다. 설문조사문항들은인적자원개발활동이직무능력, 노동생산성, 회사이미지, 직원의의욕제고, 이직방지등에어느정도긍정적영향을미쳤는지를정성적으로묻고있다. 척도는거의향상되지않음 - 조금향상됨 - 어느정도향상됨 - 많이향상됨등으로구성된 4점척도이다. 그결과를보면, 교육훈련의효과성에대해서전체적으로아주긍정적이지도아주부정적이지도않은답변을내리고있다. 굳이어느한쪽을택해야한다면, 긍정적인응답이다소우세하지만, 통상적인기대치만큼높은것은아니라고할수있다. 그중직무능력제고나직원의의욕제고등에대한교육훈련의 < 표 3> 교육훈련의효과성 : 정성적지표 향상정도 직무능력 노동생산성 회사이미지 직원의욕 이직방지 거의없음 26(5.59) 63(13.55) 97(20.86) 38(8.17) 109(23.44) 조금 205(44.09) 214(46.02) 181(38.92) 185(39.78) 193(41.51) 어느정도 209(44.95) 169(36.34) 152(32.69) 213(45.81) 148(31.83) 많이 25(5.38) 19(4.09) 35(7.53) 29(6.24) 15(3.23) 전체 465(100.0) 465(100.0) 465(100.0) 465(100.0) 465(100.0) 주 :4점척도임.

17 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 83 효과성은상대적으로높은점수들을받고있지만, 노동생산성이나이직방지, 회사이미지제고등에대해서는상대적으로부정적인응답의비율이더높게나타나고있다. 이상의결과로미루어보면, 전체적으로교육훈련의효과성이다소간의문시되고있는것으로보인다. < 표 4> 에는교육훈련투자의노동생산성효과를알아보기위해 log(1인당매출액 ) 을종속변수로하는회귀모형의추정결과가정리되어있다. 모형들은 OLS모형, 2SLS모형, 패널데이터의 1계차분고정효과모형등으로서그분석결과들이각각 1~3 열에정리되어있다. 분석결과를보면, OLS모형에서는 1 인당훈련비가 1인당매출액에통계적으로유의한영향을미치고있지않지만, 내생성문제를해결하기위해사용한 2SLS모형과고정효과모형에서는각각양측검증으로 α=0.01 수준과 α=0.10 수준에서통계적으로유의한영향을미치고있다. 아무래도 2SLS모형과고정효과모형이불편성이더높은안정적인모형이기때문에그두가지모형의추정결과를중심으로해석할필요가있다면, 이상의분석결과로부터우리는대체로 1인당훈련비가 1인당매출액에통계적으로유의한긍정적영향을미치고있음을알수있다. 이상의추정결과들은대체로선행연구들의분석결과와일관된다 (Bartel, 1994; Barrett & O'Connell, 2001; 김안국, 2002; 이병희 김동배, 2004; 노용진 정원호, 2006). 다만, OLS모형의추정결과가통계적으로유의하지않아서기존의분석결과들과상이한모습을보이고있다 (Black & Lynch, 1996; 노용진 정원호, 2006). 특히 OLS모형에서는통계적으로유의했지만고정효과모형에서는통계적으로유의하지않았던 Black & Lynch(1996) 와 Black & Lynch (1997) 의분석결과들과본연구의분석결과가상반된방향을보이고있는점은주목할만하다. 본연구의분석결과패턴은노동생산성의증가율이높은기업들이교육훈련투자를오히려적게하고있음을시사하고있다 5). 이점은생산성수준이기대보다높은기업일수록교육훈련투자를적게하고있다는 Bartel(1994) 의분석결과와는상통하고있다. 5) 본연구의사용자료를이용하여 log(1 인당교육훈련비 ) 를종속변수로하고매출액증가율을독립변수로하는회귀분석을실시해보면, 매출액증가율의추정치가통계적으로유의하지않은음수를보이고있다. 이점을체크하도록권고해준익명의심사위원에게감사를드린다.

18 84 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 < 표 4> 생산성모형의회귀분석결과 : 매출액 독립변수 OLS (N=361) 종속변수 : log( 인당매출액 ) 2SLS (N=361) 고정효과모형 (N=353) 상수항 (0.419) (0.525) - log( 인당매출액 04) *** (0.036) *** (0.048) - log( 인당훈련비 ) (0.019) *** (0.076) * (0.008) log( 인당고정자산 ) *** (0.023) *** (0.026) *** (0.038) log( 근로자수 ) *** (0.025) *** (0.032) *** (0.054) 작업장혁신지수 0.118^ (0.075) (0.094) (0.060) 성과급임금지수 0.159^ (0.102) (0.119) (0.109) 수출비율 ** (0.001) *** (0.001) (0.001) 노사관계의성격 (0.024) (0.026) - 유노조 (0.055) (0.061) - 고용조정비율 (0.166) (0.183) (0.001) 비정규직비율 (0.001) (0.002) ^ (0.001) 연령 40 대이상비율 (0.001) * (0.002) - 대졸자비율 (0.001) * (0.002) ^ (0.001) 과장급상비율 0.002^ (0.002) * (0.002) - 근속연수 10 년이상비율 (0.002) (0.002) - 연간이직률 * (0.001) (0.001) (0.001) 기업연령 (0.002) 0.002^ (0.002) - R 주 : ^ p<0.10( 단측 ) * p<0.10( 양측 ) ** p<0.05( 양측 ) ***p<0.01( 양측 ). 산업중분류를독립변수에포함하고있으나간명한표정리를위해여기에보고하지않고있음. < 표 4> 에는다른통제변수들의추정치도정리되어있다. 그결과를보면, 1 인당고정자산과조직규모정도가 3가지모형에서통계적으로유의하고나머지변수들은 3가지모형에서모두통계적으로유의하지는않고있다. 그중수출비율의추정계수가 OLS모형과 2SLS모형에서통계적으로유의하고, 40대이상의고연령비율, 대졸자비율, 과장급이상비율등이 2SLS모형에서양측검증으로 α=0.10 수준에서통계적으로유의한영향을미치고있는정도이다. 그렇다면교육훈련은노동생산성의다른지표인부가가치에대해서도통계

19 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 85 적으로유의한긍정적영향을미치고있을까? 그것을알아보기위해 < 표 5> 에 1인당부가가치를종속변수로하는회귀모형의추정결과를정리하고있다. 분석결과를보면, OLS모형과고정효과모형에서는교육훈련이 1인당부가가치에통계적으로유의한영향을미치고있지않음을알수있다. 2SLS모형에서는교육훈련이 1인당부가가치에통계적으로유의한영향을미치고있지만, 추정치의부호가이론적기대와반대방향인음수이다. 이상의결과들로미루어볼때, 교육훈련이 1인당부가가치에대해긍정적인영향을미치고있다는주장은통계적으로기각되고있다. < 표 5> 생산성모형의회귀분석결과 : 인당부가가치 독립변수 OLS (N=144) 종속변수 : log( 인당부가가치 ) 2SLS (N=144) 고정효과모형 (N=143) 상수항 (6.046) (6.631) - log( 인당부가가치 04) *** (0.100) *** (0.094) - log( 인당훈련비 ) (0.277) ** (0.569) (0.128) log( 인당고정자산 ) ** (0.387) ^ (0.385) *** (0.699) log( 근로자수 ) * (0.403) ** (0.415) (1.160) 작업장혁신지수 *** (1.082) *** (1.111) (0.792) 성과급임금지수 (1.451) (1.362) (1.786) 수출비율 * (0.012) ** (0.011) * (0.010) 노사관계의성격 (0.329) (0.315) - 유노조 (0.819) (0.775) - 고용조정비율 (1.725) (1.692) (0.017) 비정규직비율 * (0.030) *** (0.032) (0.029) 연령 40 대이상비율 (0.020) (0.020) - 대졸자비율 (0.021) ** (0.024) (0.024) 과장급상비율 0.033^ (0.023) 0.029^ (0.022) - 근속연수 10 년이상비율 0.058^ (0.036) ** (0.034) - 연간이직률 *** (0.025) *** (0.025) * (0.018) 기업연령 (0.023) (0.024) - R 주 : ^ p<0.10( 단측 ) * p<0.10( 양측 ) ** p<0.05( 양측 ) ***p<0.01( 양측 ). 산업중분류를독립변수에포함하고있으나간명한표정리를위해여기에보고하지않고있음.

20 86 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 < 표 6> 수익성모형의회귀분석결과 : 영업이익 종속변수 : log( 인당영업이익 ) 독립변수 OLS (N=361) 2SLS (N=361) 고정효과모형 (N=353) 상수항 (6.248) (15.858) - log( 영업이익 04) *** (0.066) *** (0.123) - log( 인당훈련비 ) ** (0.334) (1.476) (0.167) log( 인당고정자산 ) (0.351) (0.688) (0.795) log( 근로자수 ) * (0.433) * (0.607) *** (1.126) log( 인당인건비 ) (0.782) (5.852) ^ (0.705) 작업장혁신지수 (1.322) (1.721) (1.257) 성과급임금지수 (1.804) (2.085) (2.276) 수출비율 * (0.016) (0.021) * (0.012) 노사관계의성격 *** (0.422) *** (0.457) - 유노조 (0.973) (1.197) - 고용조정비율 (2.928) (3.527) (0.024) 비정규직비율 (0.026) (0.047) 0.039^ (0.025) 연령 40대이상비율 (0.025) (0.037) - 대졸자비율 (0.025) 0.076^ (0.050) (0.030) 과장급상비율 (0.026) (0.038) - 근속연수 10년이상비율 (0.028) (0.053) - 연간이직률 *** (0.013) ^ (0.022) ^ (0.013) 기업연령 (0.027) (0.031) - R 주 : ^ p<0.10( 단측 ) * p<0.10( 양측 ) ** p<0.05( 양측 ) ***p<0.01( 양측 ). 산업중분류를독립변수에포함하고있으나간명한표정리를위해여기에보고하지않고있음. 매출액모형과부가가치모형은종속변수가다르다는점과함께표본의크기에상당한차이를보이기때문에양모형의추정결과들사이에발견되는차이가종속변수의차이에서기인하는것인지아니면표본의크기차이에서기인하는지는여기서알수없다. 그것을간접적으로확인하기위해부가가치변수에결측치를보이는기업들을제외하고남은표본을대상으로해서 1인당매출액을종속변수로하는회귀모형을추정하여보았다. 그결과가 < 부표 1> 에정리되어있는데, 그결과를보면 1인당교육훈련비가 1인당매출액에통계적으로유의한긍정적인영향을미치고있음을알수있다. 이점에서매출액효과모

21 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 87 형과부가가치효과모형의추정결과가상이한것은표본의차이에서기인하기보다는종속변수의차이에서기인하고있음을알수있다. 마지막으로 < 표 6> 에는교육훈련비가 1인당영업이익에어떤영향을미치고있는지에관한추정결과가정리되어있다. 1인당영업이익은조직의내부효율성을측정할수있는대표적인수익성지표이다. 분석결과를보면, OLS모형에서는 1인당훈련비가 1인당영업이익에통계적으로유의한영향을미치고있지만, 2SLS모형과고정효과모형에서는통계적으로유의한영향을미치지않고있다. OLS모형은내생성문제를안고있다는점을감안하면, 이상의분석결과는교육훈련이기업의영업이익에긍정적인영향을미치고있다고말해주고있지않다. 추정치들이통계적으로유의하지않을뿐아니라추정치의부호가양수와음수로뒤섞여있어서교육훈련의수익성효과가어느방향인지도가늠하기힘든상황이다. Ⅴ. 결론 이상으로본연구는기업의교육훈련투자행위를이해하기위해한국직업능력개발원의 인적자본기업패널 을사용하여기업의공식적인교육훈련이재무성과에어떤영향을미치는지에관한실증분석을실시하였다. 재무성과로는생산성과수익성을사용하였고, 생산성지표로서는매출액과부가가치를, 수익성으로는영업이익을사용하였다. 그리고교육훈련변수로는 1인당교육훈련비를사용하였다. 내생성문제를해결하기위해분석모형은 2SLS모형과 2계차분고정효과모형을사용하였다. 본연구결과는 1인당교육훈련비가 1인당매출액, 1인당부가가치, 1인당영업이익에미치는영향들이서로차이가있음을말해주고있다. 교육훈련비가우선매출액에는통계적으로유의한양 (+) 의영향을미치고있지만, 부가가치와영업이익에대해서는통계적으로유의한양 (+) 의영향을미치지않고있다. 이상의결과는교육훈련의수익성효과를지지하지않고있으며, 생산성효과는부분적으로만지지하고있다. 그러나생산성효과도더엄격한측정치인부

22 88 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 가가치에대해서통계적으로유의한양 (+) 의영향을미치지않는다는점에서교육훈련의생산성효과가존재하는지도의심스러운상태이다. 이상의분석결과는결국교육훈련의생산성효과와수익성효과가존재한다는것을입증하지못하고있다. 본연구의회귀분석결과들을보면, 오히려우리나라기업들의교육훈련이긍정적인재무효과를보이는가에대해서상당한의구심을가지게하고있다. 이점은교육훈련의효과성에대한정성적설문문항에대한응답결과가긍정적인교육훈련효과성을뚜렷하게보이지않고있는데서확인되고있다. 그리고이점은우리나라기업들에서교육훈련이충분한수준에서활성화되지않고있다는사실과일관성을보이고있다. 만약교육훈련의재무성과효과성이존재한다는점과기업들이교육훈련투자에적극적이지않다는점이공존하기위해서는기업들이비합리적이라는비현실적인가정위에서만가능하기때문이다. 기존의선행연구들은공교롭게도생산성지표로서매출액을주로사용함으로써교육훈련의생산성효과를입증하고있는데, 본연구의분석결과는그점에대해서도추가적인분석을통해재점검될필요가있음을말해주고있다. 본연구의분석결과에서도교육훈련이매출액에대해서는통계적으로유의한긍정적영향을미치고있지만, 부가가치나영업이익에대해서는통계적으로유의한긍정적영향을미치지않고있기때문이다. 이상의분석결과를어떻게해석할것인가에대해서는신중한접근이요청되고있다. 우선이분석결과들이인적자원개발과숙련의불필요성을함축하는것은아니다. 기업은어떤형태로든숙련된인적자원을필요로하고있기때문이다. 여기서문제가되고있는교육훈련은공식적교육훈련일뿐이고, 기업들은그것외에도현장훈련 (OJT) 과비공식적인작업장학습등을이용하여근로자들의직무역량을향상시키는일을지속적으로수행하고있다. 이맥락에서본연구의분석결과는기업의전체적인인적자원개발체계에서공식적인교육훈련의효과성이나역할이취약하다는점을의미하고있다. 그리고본연구의분석결과를기업교육훈련의재무성과효과가원천적으로존재하지않는것으로단순하게해석해서는안된다. 회귀분석결과는기업교육훈련의효과성이평균적인의미에서존재하지않음을의미하는것이지모든

23 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 89 교육훈련의효과성이존재하지않음을의미하는것은아니다. 그중에는효과적인교육훈련방식도있을수있고, 어떤상황적요인으로교육훈련이효과적인기업도있을수있다. 실제로우리들은유한킴벌리처럼교육훈련의재무성과효과성이높은기업사례들을볼수있다 ( 노용진외, 2002). 이점에서본연구의결과가교육훈련의불필요성을시사하는것으로해석되어서는안된다. 그리고우리는기업교육훈련의효과성이높은조건을찾아내는노력 ( 노용진 정원호, 2006) 이나기업교육훈련의효과성을높이는교육훈련방법에대한탐구가필요한상황이다. 이상의분석결과는기업의숙련관리뿐아니라정부의정책에대해서도시사하는바가크다. 그동안정부의직업능력개발지원사업은기업들에게교육훈련을실시하게만든데초점을맞추고있었다. 그논리적배경은기업교육훈련이생산성을높이는데긍정적임에도불구하고인적자원의준공공재적성격때문에기업의교육훈련투자에시장실패가존재해서교육훈련에대한과소투자가이루어지고있으며, 그과소투자를인위적으로해소할필요가있다는점등에있다. 이러한맥락에서훈련분담금-지원금 (levy-grant) 체제를통해기업들의교육훈련실시를유도하는것이우리나라정부의직업능력개발정책의주요내용이되어왔다. 그러나본연구의분석결과는기업교육훈련의실시를유도하는물량공세만이아니라효과적인교육훈련을실시할수있도록하는정책방안이요청되고있음을말해주고있다. 이것을위해서는공식적인교육훈련만이아니고작업장혁신까지를포함한기업의포괄적인인적자원개발체계속에서공식적인교육훈련의역할이무엇인지를탐구할필요가있다. 본연구의분석과정에서몇가지한계가존재하기때문에분석결과를신중하게해석될필요가있다는점을마지막으로지적하고싶다. 첫째, 본연구의교육훈련변수는교육훈련비를사용하고있는데, 그것이기회비용을포함하지않은직접비용만을측정하고있다. 통상교육훈련비는직접비용보다기회비용이더클가능성이높기때문에기회비용까지를포함하는교육훈련비를사용할필요가있다. 본연구에서는교육훈련의기회비용이직접비용과정비례한다는가정을내포하고있는데, 이점은현실과는다소간거리가있을것으로보인다. 둘째, 본연구의사용자료가 2회분밖에존재하지않는패널데이터이기때

24 90 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 문에 1차계분고정효과모형을사용하게되었다. 주지하다시피 1차계분고정효과모형은측정오차에민감한반응을보이는경향이있는데, 앞서살펴본것처럼교육훈련변수의한계가존재하기때문에분석결과에편의성을주었을가능성이남아있다. 이문제를다른각도에서접근하기위해 2SLS모형을사용하고있지만, 가용도구변수의제한성으로그결과에대해서도신중한해석이요청되고있다. 이상의문제들은추후보다안정적인패널자료의확보와함께해소될것으로기대된다. 참고문헌 김안국. 기업교육훈련의생산성효과분석. 경제학연구 50 (3) (2002): 341 ~367. 노용진 김동배 김동우. 기업내인적자원개발실태와정책과제. 한국노동연구원, 노용진 정원호. 기업내교육훈련의생산성효과와조절변수. 산업노동연구 12 (1), 한국산업노동학회, 류장수. 한국기업의교육훈련투자결정요인과효과분석. 한국노동교육원, 이병희 김동배. 기업교육훈련제도의특성과효과에관한연구. 한국노동연구원, Barrett A. & P. J. O'Connell. Does Training Generally Work? The Returns to In-Company Training. Industrial and Labor Relations Review 54 (3) (2001): 647~662. Bartel, A. P. Productivity Gains from the Implementation of Employee Training Programs. Industrial Relations 33 (4) (1994): 411~425.. Measuring the Employer's Return on Investment in Training: Evidence

25 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 91 from the Literature. Industrial Relations 39 (3) (2000): 502~524. Bishop, J. H. On-the-Job Training of New Hires, Market Failure in Training. (edited by) Ster, D. & J. M. Ritzen, NY, Springr-Verlag, Black, S. E. & L. M. Lynch. Human Capital Investments and Productivity. American Economic Review 86 (2) (1996): 263~267. Holzer, H. J., R. N. Block, M. Cheatam, & J. H. Knott. Are Training Subsidies for Firms Effective? The Michigan Experience. Industrial and Labor Relations Review 46 (4) (1993): 625~636.

26 92 노동정책연구 2009 년제 9 권제 2 호 < 부표 1> 1인당매출액모형의회귀분석결과 : 인당부가가치모형과동일한표본을사용함 독립변수 OLS (N=144) 종속변수 :log( 인당매출액 ) 2SLS 고정효과모형 (N=144) (N=143) 상수항 (0.765) (0.785) - log( 인당매출액 04) *** (0.061) *** (0.060) - log( 인당훈련비 ) (0.030) ** (0.065) ** (0.015) log( 인당고정자산 ) *** (0.046) *** (0.045) ** (0.084) log( 근로자수 ) ** (0.043) *** (0.045) *** (0.140) 작업장혁신지수 ** (0.111) (0.119) 0.143^ (0.096) 성과급임금지수 (0.154) (0.147) (0.215) 수출비율 (0.001) (0.001) (0.001) 노사관계의성격 (0.035) (0.034) - 유노조 (0.087) (0.084) - 고용조정비율 (0.184) (0.185) (0.002) 비정규직비율 (0.003) (0.004) *** (0.003) 연령 40 대이상비율 (0.002) 0.003^ (0.002) - 대졸자비율 0.003^ (0.002) (0.003) (0.003) 과장급상비율 (0.002) (0.002) - 근속연수 10 년이상비율 0.005^ (0.004) (0.004) - 연간이직률 (0.003) 0.004^ (0.003) (0.002) 기업연령 (0.003) (0.003) - R 주 : ^ p<0.10( 단측 ) * p<0.10( 양측 ) ** p<0.05( 양측 ) ***p<0.01( 양측 ). 산업중분류를독립변수에포함하고있으나간명한표정리를위해여기에보고하지않고있음.

27 기업내교육훈련의경영성과효과 ( 노용진 채창균 ) 93 abstract Productivity and Profit Effects of Corporate Formal Training Yong jin Nho Chang Kyun Chae This study investigates the productivity and profit effects of corporate training empirically in order to extend the understanding of their training investment behaviors, utilizing the <Human Capital Corporate Panel> by KRIVET. As dependent variables, net sales per capita and value-added per capita are used for productivity, and operating income per capita is for profit. Training cost per capita is for the main independent variable. To solve endogeneity problem, 2SLS and first-differenced fixed effect model are adopted. The results of this study indicate that training cost per capita has statistically significant positive effects in most of the models. However, it does not have significantly positive effect on value added per capita or operating income per capita. Finally, the results are interpreted, and practical implications and limitations are discussed. Keywords : corporate formal training, productivity effect, profitability effect, endogeneity, training policy