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노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 한국노동연구원

편집위원 위원장 : 남재량 ( 한국노동연구원 ) 위원 : 김영문 ( 전북대학교 ) 김주일 ( 한국기술교육대학교 ) 노용진 ( 서울산업대학교 ) 류성민 ( 한국노동연구원 ) 류장수 ( 부경대학교 ) 문무기 ( 경북대학교 ) 안태현 ( 한국노동연구원 ) 이영면 ( 동국대학교 ) 이인재 ( 인천대학교 ) 이정현 ( 명지대학교 ) 전명숙 ( 한국노동연구원 ) 최형재 ( 고려대학교 ) 본學術誌에發表되는論文의내용은執筆者의個人의견이며 韓國勞動硏究院의公式見解가아님을밝혀둔다. 기고에대한문의 150-740 서울특별시영등포구은행길 35 한국노동연구원반정호책임연구원전화 : 직통 (02) 783-7155 (02) 782-0141( 교환 289) FAX : (02) 785-7430 e-mail : jhban@kli.re.kr 노동정책연구 ( 제8권제4호 ) 편집 : 노동정책연구편집위원회 / 발행 : 한국노동연구원 / 발행인및편집인 : 박기성 / 인쇄인 : 도서출판창보김정곤 / 발행일 : 2008 년 12월 30일 / 등록일 : 2001 년 7월 2일 / 등록번호 : 서울바 03245 / 주소 : 서울특별시영등포구은행길 35 / 전화 : (02)785-5080 Fax : (02)3775-0697 / 인터넷 : www.kli.re.kr / 도서회원문의 : (02)761-2884, (02)782-0141( 교환 220) Fax : (02)3775-0697

목차 2008 년제 8 권제 4 호 연구논문 근로생애사와노동시장성과 신동균 1 연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 김동배 김기태 29 특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의 소득결정요인에관한연구 조선주 최윤영 55 회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 양형우 81 경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 이성균 119 지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 이상호 147 가족친화제도도입을결정하는선행요인및결과에관한연구 이민우 이영진 한재창 183

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 1 노동정책연구 1) 2008. 제8권제4호 pp.1~27 c 한국노동연구원 연구논문 근로생애사와노동시장성과 * 신동균 ** 한국노동연구원이구축하여온 KLOSA의직업력정보를이용하여분석한결과임금효과라는점에서비록이전가능한 (transferable) 인적자본보다는직업고유의 (job-specific) 인적자본이더중요하지만이전가능한인적자본의효과도분명히존재함을확인할수있었다. 또한이러한이전가능한인적자본의누적은은퇴를 ( 적어도부분은퇴 (partial retirement) 를 ) 지연시키는것으로나타났다. 이는고령자의고용능력이고령에도달하기전에이미누적적으로결정됨을의미하며이에따라고령자고용정책도근로생애의관점에서수립되어야함을시사한다. 또한분석결과이전가능한인적자본의임금효과는개인이일생동안겪어나가는직장들사이에같다는가설이채택되어결국임금률은총경력과현직장에서의근속연수의함수로표현된다는민서류의 (Mincerian) 임금함수의타당성을입증해주고있다. 핵심용어 : 근로생애사, 이전가능한인적자본, 직업고유의인적자본, 임금 논문접수일 : 2008 년 12 월 1 일, 심사의뢰일 : 2008 년 12 월 2 일, 심사완료일 : 2008 년 12 월 22 일 * 이글은 2008 년한국노동연구원의 고령자근로생애사연구 과제의일환으로연구되었다. 두익명의심사자분들의논평에감사드린다. ** 경희대학교정경대학경제학부 (dgshin@khu.ac.kr)

2 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 I. 서론 현연구의목적은개개인의근로생애사가누적적으로인생후반에임금, 근로소득, 은퇴상태등노동시장성과에어떠한영향을미치는가를연구하는데에있다. 임금및은퇴결정요인에대한기존의연구들은대부분임금이관찰된시점에서의개인및직장특성들만을고려하고있다. 그러나특정시점에서의개인의노동시장성과는해당시점에서의특성뿐만이아니라과거에어떠한근로인생을살아왔는가에의해서도영향을받게되며이를무시할경우추정결과에편의가발생할수있다. 예를들어근로경험을통하여습득되는인적자본은직업간이전이가능한인적자본과이직과동시에소멸되는직업고유의인적자본으로나누어볼수있다. 이러한이전가능한인적자본의존재로말미암아만약근로지속기간들사이에정의발생의존성 (occurrence dependency) 이존재한다면 1) 이를무시하고특정시점에서의임금을현직장에서의근속기간만의함수로보고추정할경우현직장에서의근속연수의효과를과대평가할수있다. 2) 좀더구체적으로현연구의목적은다음의세단계로나누어설명해볼수있다. 첫단계에서는직업의경험횟수및지속기간이라는면에서남녀의근로일생을묘사해보고자한다. 노동시장에진입한후평균몇번의직업이동후에생애커리어직업에안착하게되는가? 생애커리어직장이전에얼마나오랫동안교량적직장의경험을하게되는가? 생애커리어직장이후에겪게되는교량적직장의횟수와평균지속기간은얼마나되는가? 이러한 사후적 직장은 사전적 직장에비해보다장기간을필요로하는가? 이러한근로일생에있어서의남녀차이는존재하는가? 제2단계에서는일생동안개개인이축적해나가는직장경험들에대한정보 1) 그논거및실증분석증거에대해서는 Heckman and Borjas(1980) 를참조. 2) 정의발생의존성외에도총경력에발생하는측정오차도현직장근속연수의효과를과대평가하게된다. 이에대해서는다음장을참조.

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 3 를바탕으로다양한인적자본의투자수익률을추정해보는데에있다. 특히 (i) 일경험을통하여서습득되는직장간이전이가능한인적자본 (transferable human capital) 이존재하는지, (ii) 존재할경우평균적인근로자들은직장의경험을거듭함에따라이러한이전가능한인적자본에의투자를증가시키는지아니면감소시키는지 (iii) 특정시점에서의투자수익률이라는면에서볼때이전가능한인적자본과직업고유의인적자본 (job specific human capital) 중어느인적자본에의투자수익률이높은가등의질문들에대한대답은다양한노동시장이론및노동시장정책에많은시사점을준다. 예를들어이전가능한인적자본이존재하지않을경우다른조건이같을경우노동시장정책은고용보호 (employment protection) 보다는직업보호 (job protection) 에두어야할것이다. 마지막단계로현연구에서는개개인의근로인생사가은퇴행위에어떠한영향을미치는가를연구한다. 여가와소비의대체성을고려해볼때특정개인은은퇴결정에는여가에대한선호뿐만이아니라의사결정시점에서의자신의근로소득능력 (earnings potential) 도아울러영향을미칠것이다. 개인의근로소득능력은인적자본투자수준에따라달라지며만약이전가능한인적자본이존재할경우다른조건이같다면장기간의근로경험은은퇴를저지하는방향으로작용하게할것이다. 물론그다른조건중에는다른무엇보다도의사결정시점에있어서의소득및자산상태도포함될것이다. 왜냐하면장기간의근로경력을가진사람일수록인생후반에보다많은자산을축적하게되고이는은퇴를촉진시키는방향으로작용할것이기때문이다. 생애주기이론 (life-cycle theory) 과의관련성을제외하면, 과거의직업력이개인의노동시장성과에어떠한영향을주는가를직접적으로연구한논문들은그다지외국의경우에도그다지많지는않다. Keith and McWilliams(1995) 는과거노동의이동경험이누적적으로현재의임금에어떤영향을주었는가를연구하였고, Stevens(1997) 은실직의경험이실직후상당히장기간에걸쳐임금및근로소득능력에영향을미침을발견하였다. 3) 이두연구는모두노동의이동경험이누적적으로임금에영향을미침을보였지만직업기간에대한고려는하지않았다. Addison and Portugal(1989) 은그들의임금회계식에서는임금을 3) 유사한연구결과로서 Jacobson et al.(1993) 을들수있다.

4 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 과거직업력의함수로설정하였으나자료의제약으로인하여직업력을누적적으로고려할수는없었다. 한국에서도고령화문제를근로생애사관점에서다룬연구들이있다. 장지연 이혜정 (2008) 은현연구에서사용될 KLOSA의직업력자료에근거하여사건계열분석기법을이용하여중 고령자의근로생애유형을정리하였다. 나아가박경숙 (2001) 은 KLIPS 자료를이용하여과거의경험이미래의취업상태에어떤영향을미치는가를연구하였다. 그녀의연구에의하면전직비정규직임금근로자는전직정규직임금근로자와비교하여고령기에취업상태에머물확률이더낮음을발견하였다. 기존의연구들과는달리현연구에서는과거직업기간에대한보다포괄적인정보를사용하며보다중요하게는이러한정보를통하여이전가능한인적자본의효과가통계적으로유의미하게존재하는가를검증하며나아가이러한과거의경험이은퇴상태의결정에어떤영향을주는가를연구한다. 제II장에서는기본접근방법에대한논의를, 제Ⅲ장에서는실증분석결과를보고하며, 마지막장에서는현연구의시사점에대해논한다. Ⅱ. 접근방법 인생후반에있어서개개인의임금및근로소득이과거의직업력에의해어떻게영향을받는가를분석하기위하여다음에서제시되는모형을사용한다. (1) 여기서 이란개인 의 2006년조사시점에서의직업 (=N번째직업 ) 에서의임금혹은근로소득을말하며, 는 번째직업의근속기간, 는노동시장진입후겪은 번째실업기간, 는각종개인특성변수들의벡터, 그리고 는오차항을나타낸다. 는직장간이전이가능한 (transferable) 인적자본의효과를나타내며, 은직업고유의인적자본효과를나타낸다. 따라서현직장에서의근속연수의효과는 으로표시된다. 한편시작단계에서는이전가능한인적자

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 5 본의효과가직장간다를수있음을허용한다. 예를들어 이라면이전가능한인적자본에점차투자를늘림을의미한다. 마찬가지로실업기간의효과도실업경험들사이에다르게나타날수있다. 만약이전가능한인적자본의효과가경험한직업들사이에같다면 ( ) 등식 (1) 은다음과같이변형된다. (2) 따라서총경력 ( ) 을통제한후에현직장에서의근속연수변수가식별하 게되는효과는직장고유의인적자본효과가된다. 실업기간의효과를무시하고총경력을 ( 연령-교육기간-&) 으로대체할경우등식 (2) 는흔히특정시점에수집된횡단면정보에근거하여추정될수있으며등식 (2) 를흔히민서 (Mincer) 류의임금함수라고지칭한다. 등식 (2) 를다음과같이재정렬해보자. (3) 이에따르면현직장경력을제외한과거모든직장경력의합을통제할경우현직장에서의근속연수효과는이전가능한인적자본의효과와직업고유의인적자본효과를모두포함할것이다. 따라서이전가능한인적자본의효과는 의추정치로서얻어지며직업고유의인적자본효과는현직장의근속연수의효과에서이전가능한인적자본의효과를빼줌으로써식별해낼수있다. 여기서현직장에서의근속연수보다과거직장들의근속연수변수들에서측정오차가임의적으로보다크게발생한다면 ( 비록등식 (3) 에서 로서같게표기되었지만 ) 이전가능한인적자본의효과는현직장보다과거직장에서보다작게편의를가지면서추정될것이다 (attenuation inconsistency). 따라서등식 (2) 나 (3) 의추정을통하여나타난결과상에서는이전가능한인적자본의효과가직업고유의인적자본효과보다상대적으로과소평가될수있음을지적해둔다. 물론이러한식별작업이가능하기위해서는개개인의근로생애사에대한 ( 특

6 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 히고용기간면에서 ) 완전한정보를가지고있어야할것이다. 여기서는 KLOSA 가제공하는개개인의직업력정보를바탕으로등식 (1) 이나 (3) 을직접적으로추정한다. 그러나개개인이겪어온실업기간을인생후반에모두회고적인방법으로추출하기란 KLOSA를포함한대부분의자료에서쉬운일이아니다. 이에현연구에서는실업기간 (unemployment duration) 대신무직기간 (non-employment duration) 을사용한다. 이경우만약 가모든실업기간들사이에같다면등식 (3) 은다음과같이표현될수있을것이다. 나이 교육 총직업기간 (4) 현연구에서는등식 (4) 에근거하여이전가능한인적자본의효과, 직업고유의인적자본의효과및무직기간의효과를추정하며나아가등식 (4) 이성립하기위한가정, 즉이전가능한인적자본의효과가직업간같다는가정을검증하고자한다. 이상의회계방정식은기본적으로 Addison and Portugal(1989) 등많은노동경제학자들사이에보급되어왔으나기존의연구들은정보의부족으로인하여대부분등식 (2) 에근거하여수행되어온반면현연구에서는 KLOSA 의직업력정보를바탕으로등식 (4) 를직접적으로추정하여등식 (2) 가성립하기위한가정, 즉이전가능한인적자본효과가직업간같다는가정을등식 (1) 의추정을통하여검증하고자한다. 특정시점에서의은퇴상태의결정요인을분석함에있어서도현연구에서는개개인의근로생애사에대한정보를활용한다. 만약앞선분석에서이전가능한인적자본의효과가존재한다고판명이나면이는다른조건이같을경우특정시점에서의근로소득능력을향상시키는방향으로작용할것이며이는다시다른조건 ( 건강, 자산, 여가에대한선호 ) 이같을경우은퇴를지연시키는방향을작용할것이다. 현연구에서 2006년시점에서의개개인의은퇴상태를완전은퇴, 부분은퇴, 그리고전일제근로로나누고세은퇴상태의선택확률이다른조건이같을경우개개인의과거근로경력에의해어떻게영향을받는가를다항

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 7 로짓 (Multinomial logit) 모형추정을통하여분석하고자한다. Ⅲ. 실증분석결과 1. 직업기간으로본근로생애사 임금 4) 및근로소득이라는측면에서인생후반의노동시장성과를근로생애사의관점에서설명하기전에여기서는우선개개인이걸어온근로생애를직업지속기간이라는면에서요약기술하고자한다. < 표 1-1> 은 KLOSA 표본을이용하여 2006년기준 65세이상인응답자들을대상으로그들이경험하여온직업들을압축 요약하고있다. 이들중생애주직장에서의근속기간이 10년이상인 5) 응답자들만을대상으로하였으며이들은남 < 표 1-1> 65 세이상 남자 여자 임금 (N:774) 비임금 (N:611) 임금 (N:271) 비임금 (N:1,009) 생애주직장이전생애주직장생애주직장이후기간개수시작기간 ( 년 ) 종료기간개수 3.677 0.771 (3.710) 1.605 33.730 24.319 58.049 2.401 (1.705) (9.803) (9.844) (9.256) (3.763) (1.143) [zero:220] [zero:449] 4.317 (3.931) [zero:132] 3.669 (4.067) [zero:92] 3.126 (3.603) [zero:358] 자료 :KLOSA 직업력자료. 1.771 (1.722) 1.2768 (1.404) 0.971 (1.073) 32.422 (11.673) 37.255 (10.666) 27.950 (11.332) 30.959 (14.800) 20.635 (9.430) 30.954 (14.770) 63.381 (12.016) 57.889 (11.187) 58.905 (13.138) 1.527 (3.284) 1.559 (3.050) 1.718 (3.594) 0.471 (1.023) [zero:449] 0.598 (1.163) [zero:184] 0.470 (1.010) [zero:748] 4) 임금률은월평균임금을 ( 주당평균근로시간 4.3) 으로나누어계산하였다. 5) 생애주직장 ( 혹은생애커리어직장 ) 에대한정의는연구자들마다다를수있다. 이상적으로는직업의지속기간, 주당근로시간, 임금등제요인들을고려하여정의하여야할것이다현연구에서는자료의제약상생애주직장을한근로자가일생동안경험한직업들중가장장기간에걸쳐경험한직업으로정의한다. 10 년의기간이자의적일수는있으나 Quinn(2003) 도 10 년을기준으로생애주직장과교량적직장 (bridge job) 을구분하였다.

8 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 자전체응답자들중약 80%, 여자전체응답자들중 50% 를차지한다. 즉생애주직장에서의근속기간이 10년미만인불안정한근로인생을살아온응답자들은남녀각각약 20% 및 50% 로서이들은표본에서제외되었다. 일생동안겪은모든직업들은생애주직장 (lifetime main job) 이전에겪은직장들, 생애주직장, 그리고그이후에겪은직장들로구분해볼수있다. 65세이상을대상으로하였기때문에대부분의근로자들은조사시점에적어도생애주직장으로부터떠난상태이며, 많은경우완전히은퇴한상태이므로개개인의근로생애전체의모습을그려볼수있었다. 물론 2006년조사시점에서도일부의근로자들은아직은퇴하지않은상태이었으며특히자영업자들의경우조사시점에서여전히생애주직장에종사하고있는경우도있었다. 전체표본을성별로나눈후각표본을생애주직장에서임금근로를하였는지아니면자영업등비임금근로를하였는지에따라나누었다. 생애주직장에서임금근로를하였던남성의경우평균 34세에생애주직장을시작하여 58세까지약 24년을근속하는것으로나타났다. 59세가평균적으로정년퇴직을하는연령이라는점을감안하면 2006년당시 65세이상이었던응답자들, 즉 1942 년이전에태어난응답자들은대부분정년퇴직까지생애주직장에서근로하였던것으로나타났다. 물론 < 표 1-1> 에서는생애주직장에서의근속기간이 10년미만인응답자들이제외되었으므로상대적으로안정적인근로인생을살아온응답자들을대상으로하고있다는점을고려할필요가있다. 이를고려하더라도평균퇴직연령이 58세라는것은이들대부분이 1997년말발생한금융위기의영향을받지않았음을시사하며, 이는응답자들중가장나이가적었던 65세의응답자경우도 1997년말기준으로 57세였음을고려하면전혀놀라운사실이아니다. 이러한생애커리어직장은적지않은 사전작업 을거친후시작되었다. 생애주직장이전에평균적으로 1.6회의다른직장경험을하였으며이러한직장들의평균근속기간은약 3.7년으로나타났다. 즉생애커리어를시작하기전약 6년에걸쳐교량적역할을하는직업들을경험한것으로나타났다. 6) 사실 6) 교량적직업 (bridge job) 이라는용어는 Ruhm(1990) 이처음사용하였으나그는생애주직장후완전은퇴까지경험한모든직장들로규정하였다. 여기서는이를확대하여생애주직장이전에경험한모든직장들까지도교량적직업이라고정의한다. 한편이교량적직

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 9 생애주직장이전에교량적직업을전혀경험하지않은사람들은 220명 ( 약 28%) 으로이들을제외할경우사전에경험한교량적직장의수는약 2.2회, 평균지속기간은약 5.2년그리고총경험연수는 11.6년으로나타났다. 이처럼상당한정도의 사전작업 에비하면생애주직장이후완전은퇴까지경험하게되는사후교량적직장은횟수면에서나근속기간면에서나상대적으로적게나타난다. 생애주직장이후에는평균 0.8회, 직업당평균 2.3년의지속기간을경험하였으며이양자를곱하면총 1.85년이된다. 7) 물론 2006년기준나이가상대적으로적었던응답자들의경우그후에도다른직장들을경험할가능성이있으므로 < 표 1-1> 에나타난수치들은생애주직장이후에겪은직업들의수를과소평가하는경향이있다. 8) 그럼에도불구하고생애주직장이전과비교하면생애주직장이후에는경험한직업들의횟수가적으며평균지속기간도짧다는것을알수있다. 이에따라근로인생은긴준비과정과짧은은퇴과정으로묘사될수있을것이다. 2006년기준우측절단된직업기간들을고려하는가장간단한방법으로 < 표 1-2> 에서는그절단된직업이생애주직장인경우에는해당응답자를표본에서완전히제외시켰고그직업이생애주직장이후에겪은직업의경우에는해당응답자를표본에포함시키되절단된직업을평균지속기간산정시제외시키는방법을택하였다 ( 직업의개수계산에는포함 ). 제1행에서생애주직장이임금근로였던남성응답자들을보면 ( 표 1-1의제1행에있는추정치들과하여볼때 ) 이러한우측절단된직업들에대한처리는추정치에거의영향을주지않는것으로나타났다. 9) 생애주직장의평균시작및종료연령이모두약 업에는임금근로뿐만이아니라자영업등모든형태의직업이포함된다. 7) 만약생애주직장이후에교량적직업을전혀경험하지않고전격적으로은퇴한 449 명을표본에서제외시킬경우사후적교량적직업을경험한사람들사이에서는평균 1.83 회, 평균기간 5.7 년, 그리고총기간 10.5 년이되어유경험자들만을대상으로하면사전적경험과사후적경험이유사함을알수있다. 8) 평균근속기간을과소평가할것인가는확실하지않다. 조사시점에서가지고있는직업의지속기간이우측절단된다는면에서는과소평가한다고볼수있으나직업의지속기간이길기때문에조사시점에서관찰된경향이있다는점을고려하면반드시과소평가된다고볼수는없다. 9) < 표 1-1> 과 < 표 1-2> 의제 1 행에있는표본수를비교해보면 < 표 1-1> 에있는총응답자들중약 3.7% 에해당하는사람들이 65 세에도여전히임금근로로서생애주직장에종사하고있음을알수있다.

10 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 표 1-2> 65 세이상 : 2006 년조사시점기준생애주직장에종사하였던응답자들제외 생애주직장이전생애주직장생애주직장이후 기간개수시작 기간 ( 년 ) 종료기간개수 남자 임금 (N:745) 비임금 (N:395) 3.660 (3.724) [zero:214] 4.320 (3.984) [zero:90] 1.540 (1.583) 1.795 (1.718) 33.268 (9.457) 33.587 (11.138) 24.334 ( 9.829) 25.306 (12.467) 57.603 ( 9.125) 58.894 (12.431) 2.339 (3.779) 1.980 (3.643) 0.801 (1.155) [zero:420] 0.729 (1.196) [zero:233] 여자 임금 (N:261) 비임금 (N:900) 3.673 (4.069) [zero:89] 3.001 (3.601) [zero:331] 1.287 (1.419) 0.937 (1.0530 37.092 (10.578) 27.604 (11.149) 20.261 (9.095) 29.847 (14.532) 57.352 (10.985) 57.451 (13.087) 1.566 (3.096) 1.844 (4.122) 0.621 (1.179) [zero:174] 0.527 (1.055) [zero:639] 주 : 생애주직장이후직업들의평균지속기간산정시 2006년취업상태에있었던직업들은제외. 자료 :KLOSA 직업력자료. 0.5세정도낮아졌으나평균지속기간은변하지않았다. 생애주직장이후에경험한직업은총 1.87년으로그이전의 1.85년과유사하다. 그러나 < 표 1-1> 과 < 표 1-2> 의제2행의수치들의비교해보면생애주직장에서자영업등비임금근로를했던남성의경우양자간에큰차이를보이고있다. 우선 2006년기준생애주직장에여전히종사하고있었던근로자들을표본에서제외시킬경우생애주직장의평균지속기간은 31년에서 25년으로크게짧아졌으며이에따라평균종료연령도 63세에서 59세로현저하게낮아졌다. 이는 2006년기준우측절단된생애주직장의근속기간이상당히길었기때문인것으로판단된다. 아울러생애주직장이후에겪은직업들의횟수와평균지속기간도어느정도증가한것으로나타났다. 한편여성의경우도생애주직장이임금근로였던응답자들은우측절단된직업기간을분석에서제외시키더라도두표들사이에추정치에있어서큰변화가없었으나비임금근로의경우다소의차이를보이고있다. 이는남성이든여성이든임금근로와비교하여비

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 11 임금근로의경우생애주직장지속기간의분산이훨씬더큼을시사한다. < 표 1-2> 에서사용된완료된직업기간들만을기준으로비교해볼때생애주직장에대해서는다음과같은특징들이관찰된다. 첫째, 남녀모두에있어서생애주직장의지속기간은임금근로보다는비임금근로의경우더길게나타난다. 그러나그차이는남성보다는여성에게있어서더크다. 남녀간차이를보면임금근로의경우생애커리어직업의지속기간은남성의경우더길게나타나나 10) 비임금근로의경우여성에게더길게나타난다. 생애주직장시작연령은남성의경우임금이든비임금이든약 33세로비슷하게나타나나여성의경우임금근로에비해비임금근로를약 9년정도빠른 28세로나타나고있다. 11) 생애주직장이전에겪은직업경험들을보면남성의경우직업의횟수및기간모두에서생애주직장이임금근로보다는비임금근로일때더크게나타나지만여성의경우는생애주직장이임금근로일때가사전에더많은직업경험을요구하게된다. 생애주직장이임금근로일때로한정하여남녀를비교해보면남성은생애커리어직업을 33.3세에시작하기전약 5.6년 (=3.7년*1.5회) 의사전교량직업을경험하는데에비해여성의경우는생애주직장을 37.1세에시작하기전약 4.7년 (3.7년*1.3회) 의사전직업을경험하는것으로나타났다. 결국생애주직장종료연령이남녀각각에대해약 57.7세및 57.4세로비슷하다는점을고려하면생애주직장종료시까지의누적고용기간에서의남녀간차이는총 5년 ( 생애주직장에서약 4년그리고사전교량적직장에서약 1년 ) 으로나타나고있다. 보고의간결성을위하여별도의표로보고하지는않겠지만이수치들은 2006년기준연령제약을 50세이상으로완화시켰을때에도거의변함이없이유지되었다. 물론이수치는남녀비교시생애주직장의지속기간이최소한 10년이상인, 즉상대적으로안정적인근로경험을한응답자들을대상으로하였다는점을상기할필요가있으며, 이제약을완화할경우평균고용기간에있어서의남녀간차이는더커질것으로예상된다. 10) 생애주직장에서의지속기간이최소한 10 년이상이어야한다는표본제약은남녀비교를보다의미있게만든다. 즉여성의경우도생애주직장에서최소 10 년이상을종사한커리어여성들만을대상으로하였기때문에남녀비교는육아, 가사등의복잡한요인들로부터다소자유로울수가있었다. 11) 그러나여성의경우생애주직장이비임금근로였던응답자들의대부분은자영업자가아니라무급가족종사자여서비임금근로의경우남녀비교는큰의미를가지지못할수도있다.

12 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 비록이상의분석은 2006년기준생애근로경력이어느정도완결된 65세이상의응답자들만을대상으로함으로써생애근로경력에대한가장직접적인정보에기초하고있다는장점을가지고있지만동시에상대적으로오래전 (1942년이전 ) 에출생한응답자들을대상으로하고있다는점에서그분석결과를이후세대에적용하기는쉽지않다는문제점을가지고있다. 가장중요하게는 < 표 1-1> 및 < 표 1-2> 에사용된표본의응답자들은 1997년말불거진외환위기의영향을별로받지않은세대라는점이다. 이들은위기발생당시최소한 57세로서대부분정년퇴직을한상태이기때문이다. 1997년말발생한외환위기가한국노동시장을어느정도구조적으로바꾸어놓았다는데에대해서는이견이없을것이다. 특히경영상해고의법제화와고형형태의다양화그리고이에따른비정규직의확산은생애주직장의단기화를초래하였을것이라고판단된다. 이를고려하여 < 표 1-3> 에서는 KLOSA의원표본인 2006년기준 45세이상의응답자들을모두이용하여분석을시도한다. 이확대된표본은외환위기발생당시최소한 37세이상의응답자들을모두대상으로함으로써외환위기의영향을받은세대를포함한보다대표성있는표본이라는장점을가지고있다. 그러나동시에이확대된표본에있는상당수의응답자들은 2006년조사시점기준아직도생애주직장에서근무하고있던상태였다. 이처럼생애주직장에서의지속기간이조사시점에서절단된응답자들에대해서는계량모형을이용하여예상지속기간을추정하여사용한다. 우선생애주직장의지속기간이절단된응답자들을생애주직장이완료된응답자들과아울러사용하여일반화된토빗 (generalized Tobit) 모형을추정한후그추정결과를이용하여지속기간이절단된응답자들의예상지속기간을예측한다. 그러나 2006년기준완료된생애주직장의지속기간은실제값을사용한다. 추정과정에서는절단시점이가변임을 (time-varying censorship) 허용한가속탈출확률모형 (accelerated failure time model) 을사용하였으며분포로는와이벌 (Weibull) 분포를이용하였다. 일반화된토빗모형추정시설명변수로는연령, 생애주직장이전에경험하였던교량적직장의수, 생애주직장이전에경험하였던교량적직장들의평균근속기간, 군복무유무, 자녀수, 혼인상태, 산업더미, 직종더미들을사용하였다. 그외

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 13 < 표 1-3> 45 세이상 : 생애주직장의보정값 (imputed value) 사용 남자 여자 임금 (N:1,848) 비임금 (N:1,240) 임금 (N:600) 비임금 (N:1,689) LMJ 이전 LMJ 기간개수시작기간 ( 년 ) 종료 3.299 (3.355) [zero:464] 3.911 (3.431) [zero:205] 3.027 (3.218) [zero:202] 3.380 (3.430) [zero:493] 1.647 (1.640) 1.948 (1.681) 1.385 (1.465) 1.140 (1.180) 31.566 (8.252) 31.365 (9.918) 34.733 (9.565) 27.985 (9.937) 21.761 (8.311) 29.327 (11.717) 16.733 (6.990) 26.722 (13.690) 53.212 (9.047) 60.436 (12.577) 51.387 (10.658) 54.708 (12.284) 주 : 2006년기준생애주직장지속기간이우측절단된경우모형추정을통하여보정함. 평균지속기간계산시완료된응답자들의지속기간은실제값을그리고절단된응답자들의지속기간은예측값을사용. 자료 :KLOSA 직업력자료. 에도사업체규모, 연금적용여부, 작년총소득, 주택보유여부, 금융자산의현재가치, 부동산자산의현재가치등다양한변수들을추가적으로고려하였다. 그러나비록이추가적인변수들이통계적으로는매우유의하게나타났으나결측치들이많은관계로이변수들을추가적으로고려할경우원표본의규모와회귀분석에포함되는표본의규모사이에상당한괴리가존재하여회귀분석과정에서탈락되는개인들의특성을파악해야한다는추가적인부담이발생한다. 나아가우측절단의문제와 회귀분석과정에서의표본선택 문제의공존은추정과정을더욱복잡하게만들게된다. 이에따라이추가적인변수들은예측과정에서사용하지않기로한다. 생애주직장지속기간을예측한후전체근로자의평균지속기간을계산함에있어서는완료된응답자들의지속기간은실제값을그리고절단된응답자들의지속기간은예측값을사용한다. 그러나생애주직장이후에경험한직장들에대해서는직업의개수나평균지속기간의우측절단문제를위와같은방법으로해결하기는어렵다. 그것은생애주직장후경험하는직장의수가한개이상이며현재까지개발된지속기

14 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 간모형들은모두단일지속기간 (single duration) 을가정하고있기때문이다. 보다심각한문제는 2006년시점기준앞으로경험하게될교량적직업에대해서는정보가전혀없다는데에있다. 이에따라 < 표 1-3> 에서는생애주직장이후의직업에대한정보는보고하지않는다. < 표 1-3> 의제1행을보면생애주직장에서임금근로를하였던남성은생애주직장을시작하기전평균 1.6회의사전교량적직장을경험하며각직업에서평균적으로 3.3년을일해총 5.4년을일하는것으로나타났다. 총 1,848명중 25% 에해당하는 464명은이러한교량적직업을전혀경험한바가없이바로생애주직장을시작하였다. 이들을제외하고평균을내면횟수및평균기간이각각 2.2회및 4.4년으로나타나생애주직장을시작하기전에교량적직장을경험한사람들은누적적으로볼때평균 9.7년을일한후생애주직장을시작하는것으로나타났다. 생애주직장은임금근로의경우평균 31.6세에시작하며약 21.8년을종사한후약 53.2세에떠나는것으로나타났다. 2. 과거직업력과노동시장성과 여기서는개개인의근로생애사가임금및근로소득이라는점에서의인생후반의노동시장성과에어떤영향을미쳤는가를분석한다. 앞선분석들과마찬가지로생애주직장의근속기간이최소 10년이상은응답자들만을분석에포함시켰다. 성과변수로서는 2006년시점에서의임금및근로소득을사용하며시간당임금률은월평균급여를주당근로시간 *4.3으로나누어계산하였다. 현직장의평균근속기간은 13.1년 (11.3년) 으로나타났으며현직장을제외한과거직장들로부터계산한누적근속기간의평균값은 17.4년 ( 표준편차 =13.5년 ) 으로나타난다. < 표 2> 는등식 (4) 의추정결과를요약하고있다. 우선제1행과제2행의추정치들을보면시간당임금률을종속변수로할경우현직장에서의근속연수 1년의증가는시간당임금률을약 1.8% 증가시키며과거직장들로부터경험한누적근속연수의 1년증가는임금을약 0.5% 증가시키는것으로나타났다. 이추정치들은통계적으로매우유의한것으로나타났다. 우선이추정치들로부터

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 15 다음과같은발견들을도출해낼수있다. 첫째, 과거직장경험은현재의임금에유의하게정 (+) 의영향을준다는점이다. 즉과거직장경험들로부터습득한이전가능한인적자본 (transferable human capital) 은직장이동과정에서완전히소멸되지않고재취업후의직장에서의임금에유의하게영향을미침을의미한다. 둘째, 그렇지만현직장에서의근속연수효과는과거직장의근속연수의효과를압도하고있다. 두계수사이의차이는 0.0132이며그차이의표준오차는 0.0017로서그차이는 1% 유의수준에서도유의하다. 이차이는만약이전가능한인적자본의효과가경험한직업들사이에같다고가정하면 ( ) 바로다름이아닌현직장고유의인적자본효과 ( ) 를나타낸다. 이에따라현직장의근속연수 1년이가져다주는총효과의약 73% 가직업고유의인적자본효과를나타내며이전가능한인적자본의효과는약 27% 에불과하다. < 표 2> 근로인생과임금및근로소득성과 변수 시간당임금률 근로소득 현직장근속연수 0.0181*** 0.0143*** (0.0019) (0.0017) 과거직장들의누적근속연수 0.0048*** 0.0033** (0.0018) (0.0016) 총직업수 -0.0137-0.0113 (0.0091) (0.0081) 누적무직기간 -0.0177*** -0.0232*** (0.0024) (0.0021) 군복무기간 0.0659* 0.0691** (0.0368) (0.0326) 교육수준 0.0381*** 0.0305*** (0.0048) (0.0042) 남자 =1 0.2085*** 0.4325*** (0.0470) (0.0417) 사업체규모 0.0513*** 0.0581*** (0.0061) (0.0054) 상수항 -5.3414*** 0.2052 (0.1493) (0.1323) 직종더미 통제 통제 산업더미 통제 통제 R-squared 0.557 0.619 표본수 1,473 자료 :KLOSA 직업력자료.

16 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 한편직장이동의빈도가높을수록 ( 비록통계적으로크게유의하지는않지만 ) 현직장에서의임금을낮추는것으로나타났다. 현직장에서의근속연수와과거직장들로부터경험한근속기간들을누적적으로통제하였기때문에이빈도의효과는 낙인효과 (scar effects) 의의미를지닌다고볼수있다. 즉현직장의근속기간과더불어과거직장들의누적기간을통제할경우이전가능한인적자본의효과를나타내는과거직장들의누적기간효과는과거의총직장경험을몇번에걸쳐경험하였는가와는무관하기때문이다. 12) 연령의효과는기대하였던대로음 (-) 으로유의하게나타났다. 즉 2006년현재시점까지경험한총직장경력을모두통제한후단순한연령의증가는무직기간의증가를의미하며이무직기간의증가는현재의임금을유의하게낮추는것으로나타났다. 무직기간의 1년증가는 ( 이전가능한인적자본의감가상각등의이유로 ) 현재의임금을약 1.8% 낮추게된다. 다른조건이같을경우군복무기간은임금을유의하게증가시키며, 교육의투자수익률을약 3.8% 로나타났다. 다른조건이같을경우임금은여성보다남성에게있어서약 23%, 500인이하사업장과비교하여 500인이상사업장에서약 5.3%, 그리고생애주직장이자영업이었던경우와비교하여임금근로였던경우약 10% 더높게나타난다. 이상의분석을근로소득에대해재시도한결과유사한발견들을할수있었다. 13) 다만시간당임금률과비교하여다른조건이같을경우남녀간근로소득격차는더욱벌어져약 54% 에이름을알수있다. 이는여성의경우도생애주직장이최소한 10년이상인 커리어여성 들만을분석에포함시켰다는것을고려하면다소놀라운수치이다. 이상에서행한이전이가능한인적자본의효과와직업고유인적자본의효과에대한논의는기본적으로이전가능한인적자본의효과가직업간같다는가정하에서성립한다. 이가정을검증하기위해서는각직업별근속연수를모두순서대로변수화한다음이변수들을설명변수로동시에포함시키고추정한후 12) 물론여기서는직장경험의시점은문제시하지않는다. 13) 근로소득결정에있어서직업고유인적자본의효과 (specific capital) 는 0.011 로나타났으며이에대한표준오차는 0.00156 으로서직업고유인적자본의효과는통계적으로유의한것으로나타났다.

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 17 라는가설을검증하여야할것이다. 물론가장최근의직업에는직업고유의인적자본효과가아울러포함되어있으므로분석에서는제외하여야할것이다. 그러나응답자마다일생동안경험한직업의수는다르고상당히많은직업을경험한사람들만을분석에포함할경우표본의수가지나치게작아지며따라서표본의대표성이상실되는문제점이있다. 이를고려하여현연구에서는일생동안직장을최소한세번경험한응답자들을대상으로세번째직업까지만을분석에포함시켰다. 이경우이전가능한인적자본의직업간에같다는가설은가장최근의직업을제외한그이전의두직장의한계효과가같다는가설을의미한다. 그추정결과를 < 표 3> 에서보고하고있다. < 표 3> 직업별임금및근로소득효과 변수 시간당임금률 근로소득 현직장 (N번째) 근속연수 0.0187*** 0.0130*** (0.0023) (0.0020) (N-1) 번째직장의근속연수 0.0054** 0.0060*** (0.0025) (0.0022) (N-2) 번째직장의근속연수 0.0065** -0.0000 (0.0032) (0.0027) 총직업수 0.0090 0.0037 (0.0125) (0.0108) 누적무직기간 -0.0179*** -0.0232*** (0.0029) (0.0025) 군복무기간 0.0771 0.0917** (0.0482) (0.0415) 교육수준 0.0266*** 0.0211*** (0.0059) (0.0051) 남자 =1 0.2288*** 0.4735*** (0.0623) (0.0537) 사업체규모 0.0464*** 0.0578*** (0.0079) (0.0068) 상수 -5.3139*** 0.2250 (0.1860) (0.1602) 직종더미 통제 통제 산업더미 통제 통제 R-squared 0.470 0.619 표본수 964 자료 :KLOSA 직업력자료.

18 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 표 3> 에서종속변수가임금률인경우직장간이전가능한인적자본의효과가같다는가설 ( ) 은어떠한유의수준하에서도기각되지않는것으로나타났다 (F-값 =0.10, P-값 =0.751). 14) 그러나근로소득을종속변수로할경우같은가설은 5% 유의수준에서기각되는것으로나타나다소상이한결과를보이고있다 (F-값 =4.28, P-값 =0.039). 즉근로소득을기준으로하면이전가능한인적자본에의투자는근로생애동안직업의경험을더해감에따라증가하는것으로나타났다 (increasing investment in transferable human capital). 이가설검정결과에따르면 < 표 2> 에서논의한이전가능한인적자본과직업고유의인적자본의효과는임금률에대해서는유효한것으로판명된다. 그러나근로소득의경우정녕가설검정의결과처럼이전가능한인적자본에의투자가보다상대적으로최근의직업에서더클경우직업고유의인적자본의효과는 < 표 2> 에서나타난 0.011보다는작을것으로추측해볼수있다. 그러나임금률을기준으로하든근로소득을기준으로하든추정결과는이전가능한인적자본이존재한다는데에대해서는일치된다. 다음으로는앞서발견한내용들에대해다음의다섯가지방향에서다양한강건성 (robustness) 검증을시도하였다. 첫째, 앞서발견한내용이 KLOSA 표본의특이성때문일지도모른다는가정하에 KLOSA 표본을 KLIPS 표본과생애주직장의평균기간및평균종료시점을중심으로비교하기로하였다. 비교목적상 KLOSA 및 KLIPS 모두 2006년조사시점을기준으로 50세이상으로서생애주직장의지속기간이최소 10년이상이었던근로자들만을대상으로하였다. 또한비교가목적이기때문에 2006년기준생애주직장에있었던응답자들은비교분석에서제외시켰다. < 표 4> 에나타난수치들을보면생애주직장이임금근로였던남성들의경우평균직업기간은약 22년으로두자료사이에같게나타났으나생애주직장으로부터의평균퇴직연령은 KLIPS(51세 ) 보다 KLOSA(55세 ) 에서더높게나타났다. 한편생애주직장이비임금근로였던남성응답자의경우평균직업기간이 KLOSA(22.5년 ) 보다 KLIPS(25.4년 ) 에서더길게나타나고있으며이생애주직장으로부터의평균퇴직연령은 KLOSA 14) 생애동안경험한직장의수가적어도 3 개가되어야한다는제약에의해표본의수는 964 개로감소하였다.

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 19 (55세) 와 KLIPS(54.4세 ) 로유사하게나타났다. 나아가생애주직장의지속기간및종료연령에있어서의남녀차이에대한두자료의보고는놀라울정도로유사하다. 우선 KLOSA 자료를보면생애주직장이임금근로인경우남성의지속기간은여성의그것보다더길게나타나나자영업등비임금근로의경우여성의지속기간이더긴것으로나타났다. 임금근로의경우평균퇴직연령은남성에대해약간높게나타나나비임금근로의경우그수치는남녀사이에유사하게나타나여성의경우비임금근로를남성보다더일찍시작하지만같은연령에종료하는것으로나타났다. 임금근로의경우지속기간에서의남녀간차이보다는퇴직연령에서의차이가더작게나타나남성이보다일찍생애주직장을시작하는것으로나타났다. 이는남성의군복무의효과를여성의출산육아효과가압도한것으로판단된다. 그러나이처럼출산 육아에의한생애주직장의시작시점이지연되는효과는자영업등비임금근로에서는큰의미가없는것으로나타났다. 이상에서 KLOSA를통하여관찰된남녀차이에대한수치들은제3열및제4열의 KLIPS를이용하여정리한수치들과놀라울정도로일치된다. 즉생애주직장을기준으로본임금근로의지속기간은남성의경우더길지만비임금근로의지속기간은여성에비해더길게나타나며, 평균퇴직연령은비임금근로의경우남녀사이에유사하게나타나지만임금근로의경우남성에게약간더높게나타난다. 나아가임금근로의경우퇴직연령에있어서의남녀차이보다지속기간에서의남녀차이가약간더크게나타나는현상도두자료사이에같다. 둘째, < 표 2> 의추정치들을획득함에있어서는생애동안단하나의직업에만종사했던근로자들도분석에포함시켰었다. 이들의경우과거직장들의누적근속기간은 0으로처리하였었다. 이들 (237명) 을분석에서제외시키고재분석한결과 ( 보고의간결성을위하여별도의표는생략한다 ) 임금률을종속변수로사용할경우현직장근속연수의계수는 0.0180( 표준오차 =0.0021) 이며과거직장들의누적근속기간의효과는 0.0046( 표준오차 =0.0020) 로나타났다. 이에따르면이전가능한인적자본의효과나직업고유의인적자본의임금효과는사실상 < 표 2> 의결과와같음을알수있다. 나아가종속변수로서근로소득을사용했을경우에도현직장의근속기간의계수및과거직장들의누적근속기간의

20 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 계수의추정값들이각각 0.0135( 표준오차 =0.0018) 및 0.0030( 표준오차 =0.0017) 로나타나 < 표 2> 의결과와유사함을알수있다. 그밖의추정치들도 < 표 2> 의그것들과매우유사하게나타났음을밝혀둔다. 셋째, 한편역시보고의간결성을위하여별도의표를작성하지는않았으나현직장의근속연수와과거직장들의누적근속연수의제곱항들을추가적인설명변수로고려한결과현직장근속연수의제곱항은음 (-) 으로유의하게나타났으나과거직장근속연수의합은통계적으로무의미하게나타났다. 심지어현직장근속연수의제곱항도비록통계적으로는유의미하게나타났으나그계수의절대값은 0.0002로매우작아서실질적인중요성이떨어지는것으로나타났다. 넷째, < 표 2> 에사용된표본에서 61세이상의고령자들을제외시키고 45세부터 60세사이의응답자들만을가지고재추정하였다. 총표본의수는원래의 1473에서 1035로줄어들었다. 그러나추정결과현직장근속연수의계수는 0.0184( 표준오차 =0.0023), 과거누적직장경험계수는 0.0037( 표준오차 =0.0022) 로나타나 < 표 2> 의결과와유사함을알수있었다. 마지막으로 2006년시점에서의노동시장성과변수와누적무직기간 (nonemployment duration) 과의내생성문제를고려하였다. 그논거는흔히실업기간과임금과의내생성에관한논거와같으며 Shin, Shin, and Park(2007) 에의하면임금은가장최근에경험한실업기간뿐만이아니라그이전에경험한실업기간과도내생성을갖는다. 도구변수로서는작년의비근로소득을사용하였으며 15) 1단계 (first stage) 에서누적무직기간의예측값을도출함에있어서는완 < 표 4> KLOSA 와 KLIPS 자료의비교 : 생애주직장의평균기간및종료시연령 KLOSA KLIPS 평균기간 종료시평균연령 평균기간 종료시평균연령 남자임금 22.13( 9.22) 55.14( 9.35) 22.12( 8.71) 51.04( 8.92) 남자비임금 22.50(11.05) 55.05(11.89) 25.41(13.36) 54.44(11.47) 여자임금 18.13( 8.41) 53.34(10.86) 16.62(7.53) 49.94(10.85) 여자비임금 26.55(13.71) 54.47(12.82) 28.76(14.78) 54.93( 1.77) 자료 : 두표본모두 2006 년기준 50 세이상으로생애주직장이 10 년이상인응답자를대상. 생애주직장이종료된경우만분석에포함됨. ( ) 안은표준편차. 15) 사강검증 (Sargan test) 결과비근로소득이임금함수의오차항과상관관계가없다는가설은어떠한유의수준에서도채택되었다 (p- 값 =0.392).

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 21 < 표 5> 근로인생과임금및근로소득성과 : 무직기간의내생성고려 변수 시간당임금률 근로소득 현직장근속연수 0.0165*** 0.0125*** (0.0022) (0.0020) 과거직장들의누적근속연수 0.0044** 0.0047** (0.0021) (0.0019) 총직업수 -0.0194* -0.0212** (0.0103) (0.0093) 누적무직기간 -0.0211*** -0.02889*** (0.0028) (0.0025) 군복무기간 0.0661* 0.0633* (0.0397) (0.0358) 교육수준 0.0335*** 0.0296*** (0.0055) (0.0050) 남자 =1 0.2559*** 0.4539*** (0.0512) (0.0462) 사업체규모 0.0535*** 0.0588*** (0.0066) (0.0060) 상수항 -5.1145*** 0.5238*** (0.1715) (0.1549) 직종더미 통제 통제 산업더미 통제 통제 R-squared 0.576 0.632 표본수 1473 자료 :KLOSA 직업력자료. 료된무직기간들만을이용하였다. 기존의연구에서는흔히제 1단계의예측에서우측절단된실업기간을아울러사용하여예측의효율성을제고하기도한다 ( 예를들어 Addison and Portugal(1989)). 그러나절단된기간을포함할경우 1 단계예측은흔히토빗모형과같은비선형모형을사용하게되고이경우도출된실업기간내지무직기간의예측변수는도구변수로서의자격을상실하게된다. 이에현연구에서는완료된무직기간들만을이용하여선형예측을시도한다. < 표 5> 에서는보고의간결성을위하여 2단계의추정결과만을보고하고있다. 가장중요하게는이러한내생성에대한고려에도불구하고이전가능한인적자본효과와직업고유의인적자본효과에대한앞선발견들은그대로유지되었다는점이다. 달라진점을보고하면다음과같다. 첫째최소자승법에의존

22 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 하였던결과들과는달리총직업수는유의하게현재의임금및근로소득을낮추는것으로나타났다. 즉직업기간및무직기간을누적적으로고려했을때직장이동의빈도는낙인효과등의이유로현재의노동시장성과를낮추는것으로나타났다. 이발견은표본에포함된응답자들이 1961년생이전의세대라는점, 즉노동이동에상당히제약을받으며성장한세대라는점을고려하면놀랄만한일이아니다. 둘째, 무직기간의계수는최소자승법을적용한결과와비교하여음 (-) 의방향으로더커졌다. 실업기간과임금과의내생성을고려하였을때하기전보다실업기간이임금에미치는부정적효과가더커진다는점은 Addison and Portugal(1989) 등많은연구자들에의해이미관찰된바이다. 3. 과거직업력과은퇴 제2절의연구결과는한직업에서습득한인적자본이이직후에도완전히소멸되지않고누적적으로개인의생산성에영향을미침을시사하고있다. 이는다른조건이같을경우은퇴를지연시키는방향으로작용할것이다. 우선소비와여가는대체관계에있기때문에아무리연령의증가에따라여가에대한선호가증가한다고하더라도개개인의생산성에따라여가의선택은다소제약을받을수도있다. 즉누적고용기간의장기화에따라비록 (i) 연령이따라증가함으로써발생하는여가에대한선호증가, (ii) 연령이증가함에따라건강이악화되고이에의한여가에대한수요증가, 그리고 (iii) 보다장기간의고용경험이가져다주는소득효과와이에따른여가에대한수요증가등의이유로은퇴를선택할확률이증가하겠지만동시에인적자본의축적에따른소득능력 (earnings potential) 의향상으로근로를선택할확률도동시에증가한다. 따라서현연구에서는소득및자산상황, 건강상태등제요인들을통제했을때과연누적근로기간의증가가은퇴를저지시키는효과가있는지를분석한다. 우선 2006년의은퇴상태를완전은퇴, 부분은퇴, 그리고전일제근로로나누었다. 완전은퇴집단은 2006년에근로를하지않았던응답자들중자신이은퇴하였다고보고한사람들로구성되며, 전일제근로집단은 2006년시점전일제근로를수행하였던사람들로구성되며, 마지막으로부분은퇴집단은 2006년기

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 23 < 표 6> 은퇴상태결정요인에대한다항 (Multinomial) 로짓분석 부분은퇴 완전은퇴 추정된계수 표준오차 추정된계수 표준오차 누적근로기간 -0.0417** 0.0213-0.0016 0.0204 누적무직기간 0.0898** 0.0429 0.1477*** 0.0438 군경험있음 =1-1.1681** 0.5626 0.1676 0.4900 남성 =1-1.4013*** 0.4604-0.4746 0.5298 비근로소득 -0.0004** 0.0002 0.0002* 0.0001 건강상태 :5 가장나쁨 -0.2760 0.2160 0.6083*** 0.2168 금융자산가치 -0.0003 0.0003 0.0001*** 0.00002 부동산가치 0.00003*** 0.00001-0.00002 0.00003 상수 -4.1650* 2.3392-12.6854*** 2.5380 로그우도값 -224.2 확률 ( 카이제곱 > 우도비 ) 0.0000 자료 :KLOSA 직업력자료, 비교대상은전일제근로. 준주당근로시간이 36시간미만이거나근로를하지않은응답자들중에서도향후일할의사가있다고응답한사람들로구성된다. 전일제집단을비교대상으로하고다항로짓 (Multinomial Logit) 모형을추정한결과를 < 표 6> 에서보고하고있다. 현연구의가장큰관심사인누적근로기간은전일제근로대비부분은퇴상태를선택할확률을낮추는것으로나타났다. 그러나전일제근로대비완전은퇴를선택할확률에는큰영향을미치지못하는것으로나타났다. 이상의결과는앞서제기된가설, 즉다른조건이같을경우근로경력의장기화는은퇴를지연시키는효과가있을것이라는가설이적어도부분적으로는지지됨을의미한다. 유사한논리로제2행의추정치들을보면무직기간의장기화는전일제근로대비부분은퇴와전일제근로대비완전은퇴를선택할확률을유의하게증가시키고있다. 제1열과제2열의추정치들은결국과거노동시장의경험이개개인의노동생산성에누적적으로영향을미쳐서향후은퇴상태선택에영향을미침을시사한다. 군경험은부분은퇴대비전일제근로를선택할확률에유의하게정 (+) 의영향을미치며, 여성과비교하여남성은역시부분은퇴대비전일제근로를선택

24 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 할확률이더높다. 한편비근로소득이많을수록전일제대비부분은퇴를선택할확률이낮아지나전일제대비완전은퇴를선택할확률은높아진다. 또한건강상태가나쁠수록전일제대비완전은퇴를선택할확률은높아지는것으로나타났다. 금융자산과부동산자산이가져다주는은퇴상태의선택확률효과는양자간에다르게나타났다. 금융자산이많을수록전일제대비완전은퇴를선택할확률이높아지나부동산자산이많을수록전일제대비부분은퇴를선택할확률이높아진다. 이는금융자산이부동산자산보다유동성이더높다는점을고려하면상식과부합되는결과라고할수있다. Ⅳ. 시사점 현연구결과의시사점들중가장중요한두가지만지적하겠다. 첫째, 임금효과라는점에서비록이전가능한인적자본보다는직업고유의인적자본이더중요하지만이전가능한인적자본의효과도분명히존재함을확인할수있었다. 근로소득을기준으로보면, 이전가능한인적자본의효과는더욱클것으로예상되었다. 더구나과거직장들의지속기간에대한회고적인조사에서발생하는측정오차문제를고려하면그리고이측정오차에의해과거직장들의누적근속기간의효과가과소평가될수있다는점을고려하면이전가능한인적자본의중요성은현연구에서제시된수치보다더클것으로판단된다. 또한이러한이전가능한인적자본의누적은은퇴를 ( 적어도부분은퇴를 ) 지연시키는것으로나타났다. 이는고령자의고용능력이고령에도달하기전에이미누적적으로결정됨을의미한다. 따라서고령자고용정책도근로생애의관점에서수립되어야함을시사한다. 둘째, 학문적시사점에대해언급해보자. 가장중요하게는현연구결과는임금함수추정시수많은연구자들이사용하여온민서류의 (Mincerian) 임금함수의타당성을입증해주고있다. < 표 3> 에서의가설검증결과에의하면이전가능한인적자본의효과는경험한직업들사이에같게나타났으며이는등식

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 25 (2) 를정당화시켜주고있다. 즉특정시점에서의임금률은총경력 ( ) 과 현직장의근속연수 ( ) 의함수라는점이다. 참고문헌 박경숙. 중장년기종사상지위와은퇴과정의다양성. 노동경제논집 24 (1) (2001): 177~205. 장지연 이혜정. 중고령자의근로생애유형 : 사건계열분석기법을이용한취업력분석 노동리뷰 42 (2008): 76~86. Addison, J.T., and P. Portugal. Job Displacement, Relative Wage Changes, and Duration of Unemployment. Journal of Labor Economics 7(3) (1989): 281~302. Heckman, J.J., and G.J. Borjas. Does Unemployment Cause Future Unemployment? Definitions, Questions, and Answers from a Continuous Time Model of Heterogeneity and State Dependence. Economica 47 (1980): 247~283. Jacobson, L., R. LaLonde, and D. Sullivan. Earnings Losses of Displaced Workers. American Economic Review 83 (4) (1993): 685~709. Keith, K., and A. McWilliams, The Wage Effects of Cumulative Job Mobility. Industrial and Labor Relations Review 49 (1) (1995): 121~137. Ruhm, C.J. Bridge Jobs and Partial Retirement. Journal of Labor Economics 8 (4) (1990): 482~501. Shin, D., K., Shin, and S. Park. Are Initial Wage Losses of Inter-Sectoral Movers Compensated by Subsequent Wage Gains? unpublished manuscript, 2007. Stevens, A.H. Persistent Effects of Job Displacement: The importance of multiple

26 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 job losses. Journal of Labor Economics 15 (1) (1997): 165~188. Quinn, J. Comments for Robert Hutchens. presented at the Work Options for Older American Workshop at the University of Notre Dame, 2003.

근로생애사와노동시장성과 ( 신동균 ) 27 abstract Work History and Labor Market Outcomes Donggyun Shin An analysis of information on individuals' work history contained in the KLoSA data concludes that transferable human capital is important in the wage equation, although it is less so than specific human capital. Other things being held constant, acquisition of the transferable human capital is found to delay retirement significantly, which implies that employability of the old is affected by work experience accumulated at the earlier stage of their work lives. Findings in the current study also support the specification of the Mincerian wage function that the logarithm of the wage rate is determined by experience and the current job tenure among others. Keywords : work history, transferable human capital, specific human capital, wages

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 29 노동정책연구 1) 2008. 제8권제4호 pp.29~54 c 한국노동연구원 연구논문 연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향김동배 * 김기태 ** 본연구는한국노동연구원이 2004년도에실시한보상체계에대한근로자인식조사및사업체패널조사자료를사용해서연봉차등폭이보상수준만족에미치는효과를살펴보았다. 분석결과연봉차등폭은보상수준만족과비선형 ( 형 ) 의관계가나타났지만대부분의경우에는선형의정 (+) 의관계가나타났다. 연봉차등폭이보상수준만족간의관계를조절하는상황변수들의효과를살펴본결과, 상대임금수준을의미하는보상지위는예측과는달리부 (-) 의조절효과를보이고, 성과배분제는부 (-) 의조절효과를보였으며, 공정한평가의지표인 MBO는유의한조절효과를보이지않았으며, 마지막으로노동조합의존재는정 (+) 의조절효과를보이는것으로나타났다. 이상의분석결과가갖는함의와연구의한계및추후연구과제를제시하였다. 핵심용어 : 임금격차, 연봉차등폭, 보상수준만족, 토너먼트모형, 공정성 논문접수일 : 2008 년 11 월 5 일, 심사의뢰일 : 2008 년 11 월 10 일, 심사완료일 : 2008 년 11 월 24 일 * 인천대학교경영대학조교수 (dongbae@incheon.ac.kr) ** 상명대학교경영학부조교수 (ktkim@smu.ac.kr)

30 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 Ⅰ. 문제제기 개인별평가에따라차등하는연봉차등폭을어느정도로가져가는것이최적일까? 외환위기이후우리나라기업들이연봉제를폭발적으로도입하였다. 노동부가매년 100인이상사업장을대상으로실시하는실태조사에의하면 2000년연봉제도입률은 23% 에불과했지만 2007년에는해당비율이 52.5% 로 100인이상사업장의과반이상이연봉제를도입하고있다. 돌이켜보면외환위기이후우리나라기업의보상관리의화두와핵심어는연봉제였다고해도과언이아닐것이다. 연봉제에대한실증연구특히연봉제도의객관적특성이보상에대한태도에미치는효과에대한연구를찾아보기힘들다. 간혹관련연구들이있지만대부분인지된변인들간의관계에대한연구들이다 ( 장재윤, 2004). 특히연봉차등폭이근로자의보상에대한태도에미치는효과에대한국내의실증연구는찾아보기힘들다. 연봉제의확산추세와어느정도연봉차등폭을어느정도로설정하는것이최적인지에대한실무계의잠재수요를고려하면이와관련된실증연구가거의없었다는것자체가놀라운사실이다. 연봉차등폭이보상에대한태도에미치는효과와관련해서외국의경우임금격차 (pay/wage dispersion) 의효과에대한연구가진행되어왔다. 그런데 Shaw and Gupta(2007) 와 Grund and Westergaard-Nielsen(2008) 의연구를제외하면대부분조직내수직적임금격차의효과를연구하고있어조직내수평적임금격차의효과에대한연구의필요성이있을것이다 (Bloom, 1991). 우리가살펴보는연봉차등폭은다른조건이동일한경우평가에따라연봉을차등하는조직내부수평적임금격차라는점에서대부분의선행연구들과도차별화되고또한선행연구들에서요청하고있는연구가될것이다. 게임이아니라조직상황에서진행된임금격차에대한기존연구들은태도와행위를종속변수로한 Drago and Garvey(1998), Pfeffer and Davis-Blake (1992), Pfeffer and Langton(1993) 의연구를제외하면대부분이노동생산성과

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 31 같은조직성과를종속변수로다루고있다. 그런데임금격차가근로자의행위를통해생산성에영향을미친다면그경로는행위이전에정서적반응과같은태도를통해서이다. 즉임금격차에대한가장근접한 (proximal) 종속변수는보상에대한태도이며이것이생산성에영향을주는행위로연결되고, 개별근로자들의이런행위들이집합되어조직의성과로연결되는것이다. 이런인과고리를감안하면임금격차와보상에대한태도간의관계를연구하는것은임금격차와조직성과간의인과고리를확장한다는의미가있으며이런연구들이많이보강될필요가있다. 이런맥락에서우리는수평적임금격차인연봉차등이보상에대한태도중가장대표적변수인보상수준만족에미치는효과를살펴보기로한다. 우리는연봉제와관련된기업-개인데이터 (firm-employee data) 를사용하여연봉차등폭이근로자의보상수준만족에미치는효과를살펴보고자한다. 우리의연구는동주제에대한실무적인관심사만이아니라, 그동안임금격차의효과에대한연구에서소홀이취급되거나보강연구가필요한영역이라는점에서의의가있다. 즉그동안관련연구들에서요청되어왔던수평적임금격차의효과를살펴본다는점과종속변수로서임금격차의보다근접한종속변수인보상에대한태도에미치는효과를살펴본다는점이그것이다. Ⅱ. 선행연구및연구가설 임금격차 (pay dispersion) 란조직이나집단에서구성원들의임금의분산정도내지불평등정도를의미하며, 이를지니계수나변이계수또는최대-최소의격차로측정한다. 1) 임금격차가근로자태도와행위및조직성과에미치는효과에대해서는정반대의이론들이있다. 임금격차의효과에대한지금까지의선행연구들은위에서설명한정반대이론중의하나를선택하거나경쟁가설의설정 1) 임금격차대신에임금산포도나임금불평등도로번역하는것이어의상보다더정확한번역인것으로생각되나, 조직경영의관점에서보면평등한 (egalitarian) 임금구조를설계할것인지, 보다더차등적 (hierarchical) 인임금구조를설계할것인지라는임금구조정책선택과관련된용어이기때문에임금격차로번역하는것이더적합할것으로보인다.

32 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 을통해개인태도나조직성과에미치는영향을연구하였다 ( 부표참조 ). 토너먼트이론은특정시점의생산성이아니라상대서열 (rank order) 에따라보상이결정되는근거를설명하기위한이론모형이다. 이에의하면서열경쟁에의참여인센티브는승자와패자간보상차액 ( 상금 ) 의함수로서상금이클수록인적자본에대한투자와같은경쟁참여자들의경쟁에대한투자도커지게된다 (Lazear and Rosen, 1981). 토너먼트모형으로임금격차의효과를설명하는연구자들은조직내임금격차를서열경쟁에서의상금의크기에비유하여임금격차가클수록조직성과도높다고예측한다. 토너먼트이론과정반대되는모형으로는 Akerlof and Yellen(1990) 의공정임금-노력 (fair wage-effort), Levine(1989) 의응집성모형이있다. 공정임금-노력모형은숙련수준이다름에도불구하고왜임금격차가적은지 (wage compression) 를설명하는모형이다. 이에의하면근로자는자신의임금과공정한임금을비교하여 ( 자신의임금 공정한임금 ) 만일자신의임금이적다고판단하면정상보다노력을덜하게되는데, 여기서실제임금격차가공정한임금의크기판단에영향을미친다는것이다. 예를들어저임금자가공정한임금액을판단할경우고임금자의임금수준을감안하므로실제임금격차가크면저임금자의노력지출이저하될가능성이높아진다. 따라서이모형에의하면임금격차는성과를저해한다. Levine(1989) 의응집성모형은왜임금격차가적은지를상호의존성이높은과업을갖는집단의응집성개념으로설명한다. 이에의하면집단의생산성은응집성의함수이고, 집단응집성은임금격차의함수 ( 저임금 고임금 ) 이기때문에임금격차가클수록성과는저하한다. 마지막으로 Lazear(1989) 의사보타지모형도상금규모는토너먼트모형에서와는정반대로구성원간협력을저해시킬수있기때문에낮은임금격차가성과를높일수도있다고본다. 위에서검토한모형들은근로자의행위가종속변수이지우리의관심사인태도를직접적으로다루고있지는않다. 통상태도란행위를예측하는직접적인선행요인이라는점을차치하더라도위의모형들은임금격차가임금에대한태도를통해행위에영향을미칠것이라는점을짐작할수있다. 예컨대토너먼트모형에서상금의크기는기대이론에있어서유인가 (valence) 에해당되는것으

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 33 로이것이커지면보상수준에대한만족도가높아질것이라고예측할수있다. 또한공정임금- 노력모형은공정성 (equity) 이론을변형한것으로서임금격차가높으면불공정성을지각하고따라서자신의임금수준에대한불만족이높아질것이라고예측할수있다. 이처럼위에서살펴본경쟁모형들은보상수준에대한직접적인언급은없지만조금만자세히검토해보면보상수준에대한태도를통해서노력이나투자와같은행위에영향을미친다는것을알수있기때문에보상수준만족을종속변수로하는우리의연구에있어이론적기반이될것이다. 이상의검토를요약하면임금격차와보상수준만족간의관계에있어서도상반된예측이가능하다. 즉임금격차가커질수록보상수준만족도증가할수도있고정반대일수도있다. 이러한상반된예측을고려한연구자들의연구전략은비선형관계를예측하거나또는상황요인에따라다를것이라는조절변인에대한연구로집약된다. 비선형관계에대한가정의경우최적수준의임금격차를가정한다. 즉만일개인별역량이나성과가다르다면특정수준까지임금격차의증가는오히려임금수준에대한공정성인식을증가시키는반면, 그이상에서는과도한임금격차가오히려불공성정을야기시켜팀워크나협력을저해할수있다는것이다 (Brown, Sturman, Simmering, 2003). 물론이논의는어느정도의격차가최적인지에대해서는아무런예측이없지만, 임금격차의효과가비선형적일수있다는점과무엇보다상이한이론적전망을통합할수있다는점에서도의미가있는것으로보이며통상적인상식에도부합되는것으로보인다. 실증연구에서도임금격차와조직성과간에비선형의관계가발견되기도하였다. 예를들어 Bingley and Eriksson(2001) 는화이트칼라의임금격차와생산성간에비선형 ( 형 ) 관계를발견하였다. 우리는임금격차를수평적격차이자임금인상격차의의미를지닌연봉차등폭으로보기로하였다. 이상의검토에근거하여우리는다음과같은연구가설을설정할수있다. 연구가설 1 : 연봉차등폭과임금수준만족은비선형 ( 형 ) 관계를보일것이다. 앞에서검토한바와같이임금격차에대한상이한이론적예측에대한연구자들의또다른연구전략은임금격차의효과가상황에따라다르게나타날것이라는점에서조절변인을연구하는것이다 (Pfeffer and Davis-Blake, 1992;

34 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 Pfeffer and Langton, 1993; Main, O'Reilly, and Wage, 1993; Beaumont and Harris, 2003; Jirjahn and Kraft, 2007). 먼저보상지위의효과이다. 보상지위란상대임금 (relative salary) 으로서해당조직단위내에서개인의임금수준의서열을나타낸다. 보상지위의조절효과란임금이높은사람과낮은사람의임금격차에대한태도나행위가다르다는것이다 (Pfeffer and Davis-Blake, 1992; Pfeffer and Langton, 1993). 이논의의핵심은임금에대한사회적비교및그결과로서의정서적행위적반응인데, 임금에대한사회적비교는개인임금수준과임금격차둘다에의해서영향을받는다는것이다. 즉임금격차에대해서모든사람이동일하게반응하는것이아니라, 예를들어임금격차가클경우에도상대적으로임금수준이높은사람은이로인해서이득을보기때문에부정적인반응을보이지않는반면임금이낮은사람은상대적으로더부정적으로반응하게된다는것이다. 약간맥락을달리하지만 Brown, Sturman and Simmering(2003) 은조직내상대임금대신에다른조직과비교한해당조직의임금수준도유사한효과를낳는다는점을발견하였다. 즉임금수준이높은기업의경우조직내임금격차가성과에미치는부정적인효과는적은반면임금수준이낮은기업에서조직내임금격차가성과에미치는부정적인효과가크게나타난다는것이다. 이연구는상대임금의범위를단위조직을넘어조직간에도적용했다는의미도있는것으로보인다. 이상의논의에근거하여다음과같은연구가설을설정하였다. 연구가설 2 : 보상지위는연봉차등폭과임금수준만족간의관계를정 (+) 적으로조절할것이다. 집단성과배분의실시여부도중요한조절변인이다. 그런데집단성과배분의조절효과와관련해서는상반된견해들이존재한다. 통상집단성과배분은집단내과업의상호의존성이높아집단의응집성이나팀워크가성과에영향을크게미치는경우에효과적이며만일경영자들이합리적으로행동한다면이런경우에도입을많이할것이다. 그런데이런경우에는 Levine(1989) 의응집성모형에서와같이임금격차가커지면집단의응집성을저해하여성과도저하된다. 따라서이런경우라면집단성과배분은임금격차의효과를부 (-) 적으로조절하게된다.

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 35 그러나 Jirjahn and Kraft(2007) 은집단성과급은특정조건에서는임금격차의생산성효과를정 (+) 적으로조절할것이라고보았다. 즉과업의상호의존성이높아집단성과급을사용하는경우라도숙련이나자격과같이근로자들이수용할수있는기준에근거한임금격차이고숙련공이저숙련공을도와주는조직분위기라면, 과업의상호의존성으로인해숙련공은자신의과업성과만이아니라저숙련공의과업성과도개선하기때문에전체적으로조직성과가높아진다는것이다. 다른측면에서보아도집단성과배분은임금격차의효과를정 (+) 적으로조절할수도있다. 즉집단성과배분의경우무임승차가늘문제가될수있는데이경우개인평가에따라임금을차등지급하거나임금격차를증대시키면무임승차문제를완화할수있기때문에양자는상호보완재로작동할수도있다. 반면매출액이나순이익등과같이객관적성과에따라지급되는집단성과배분은근로자측에서보면위험부담을의미하는데, 특히경영성과가좋지않고성과배분의기준이되는성과목표가근로자들이통제할수없는요인에의해서결정된다고볼때는이제도에대해서근로자들이불공정성을많이느끼게된다 (Rynes, Gehart, Parks, 2005). 그리고이런경우라면집단성과배분은임금격차와임금수준만족간의관계를부 (-) 적으로조절하게될것이다. 이상에서검토한바와같이집단성과배분제도는임금격차와임금수준만족간의관계를조절하지만정 (+) 적으로조절할것인지부 (-) 적으로조절할것인지에대해서는상이한예측들이있어방향성을설정하기는곤란하다. 이에따라다음과같은연구가설을설정하였다. 연구가설 3 : 연봉차등폭과임금수준만족간의관계는집단성과배분의여부에따라다르게나타날것이다. 성과급에대한연구나임금격차의생산성효과에대한선행연구들은평가의공정성을매우강조한다. 평가의공정성은연구자들에따라보상시스템의정당성, 공정성또는절차공정성으로거론되기도한다 (Pfeffer and Langton, 1993; Willams, McDaniel, Nguyen, 2006). 실증연구들에서도보상관리의정당성의지표들이나보다객관적인방법에의한평가는임금격차의효과를정 (+) 적으로조절하는것으로밝혀지기도하였다 (Pfeffer and Langton, 1993; Shaw, Gupta,

36 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 Delery, 2002; Jirjahn and Kraft, 2007). 특히우리의연구는수직적임금격차가아니라수평적임금격차이기때문에어떻게평가해서임금을차등하느냐에따라정서적및행위적반응이상이하게나타날것이다. 이와관련해서목표에의한관리 ( 이하 MBO) 는공정한평가방법의대명사로지적되고있다. 목표에의한관리는관찰하기힘들고측정하기힘든주관적속성대신에관찰가능한결과목표가대치하게되며, 근로자가목표달성전략을자유롭게선택할수있기때문에창의와혁신을유발하기도하는인사평가기법이다 (Fisher, Schoenfeldt, Shaw, 1996). 이처럼공정한평가가임금격차의효과를정 (+) 적으로조절하고 MBO를공정한평가의지표로볼수있기때문에다음과같은연구가설을설정하였다. 연구가설 4 : MBO는연봉차등폭과임금수준만족간의관계를정 (+) 적으로조절할것이다. 노동조합도조절요인이될수있다. Jirjahn and Kraft(2007) 은이분야연구에서지금까지유일하게노동조합의조절효과를살펴본연구이다. 이들은임금격차의생산성효과가무노조에서클것이라고보았는데그이유는노동조합이있는경우성과가높은사람에대해서는높은임금을추가로지급할수있지만, 성과가낮은사람들에대해서낮은임금으로벌을줄수없기때문에임금격차의인센티브효과가반감되기때문이라는것이다. 그러나이들의연구는독일에서이루어진것이기때문에노동조합의구조와성격이다른우리나라의경우에동일한결과를기대하기는힘들지도모른다. 노동조합의이념은연대성과조합원간평등의원리이므로조합원의임금격차를축소한다는정책을갖고있다. 일찍이 Freeman and Medoff(1984) 는노동조합은조합원내임금격차를감소시킨다는것을발견하였고, Ng and Magi (1994) 는실증연구를통해노동조합이있는경우메리트임금이나개수급이존재할확률이유의하게낮다는점을발견하기도하였다. 노동조합의이러한정책은비조합원에도파급될수도있다. 예컨대노동조합은조직전반에걸쳐과도한임금격차에대해서반대하거나임금차등의객관적인근거를요구할수도있다. 특히후자에주목한다면노동조합이존재하는경우임금차등이보다공

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 37 정하고정당한근거에의해이루어질가능성이높을것이다. 이렇게보면노동조합은임금격차의효과에대해서정 (+) 적인조절효과를갖게된다. 이처럼노동조합의조절효과에대해서도상반된예측이가능하기때문에조절의방향은예측하지않고다음과같은가설을설정하였다. 연구가설 5 : 연봉차등폭과임금수준만족간의관계는노동조합유무에따라다르게나타날것이다. Ⅲ. 자료 1. 자료 우리는한국노동연구원이 2004년도에실시한근로자조사자료인 보상체계에관한근로자인식조사 를사용한다. 이자료의사업장모집단은한국노동연구원이 2004년에실시한제3차사업체패널조사이다. 근로자개인조사를위해 3차년도사업체패널에응답한 2,008개사업장중 100인이상사업장중 95개사업장을무작위로추출하였다. 무작위로표집한 95개사업장들의규모, 산업, 노동조합별로 3차년도사업체패널자료와비교해서표본편의가있는지를살펴본결과해당기준변수별로표본의편의는크게문제가되지않았다 ( 김동배 박우성 박호환 이영면, 2005). 그리고우리가사용하는변수중에는사업장수준에서측정한것들이있기때문에사업장수준조사자료를개인자료와결합하여분석에사용하였다. 각사업장내개인조사대상은사업장규모에비례해서무작위로추출하였다. 95개사업장에서총 1,731명을조사했는데, 사업장별최소 9명에서최대 27 명까지조사되었고사업장평균조사인원은 18.2명이다. 우리의관심사는연봉제를적용받는근로자들에있어연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향이다. 따라서연봉제와무관한생산기능직근로자 344명을우선분석대상에서제외하였다. 설문에서는각개인들에게연봉제를적용받고있는지를조사하고

38 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 있다. 생산기능직을제외한나머지 1,387명중연봉제를적용받는경우는 532 명이고연봉제를적용받지않는경우는 855명이었다. 연봉제를적용받는 532 명이우리의최종분석대상인데, 이중우리가사용하는모든변수들에결측치가없는최종표본은 513명이다. 2. 변수 종속변수는보상수준만족이다. 보상체계에관한근로자인식조사 자료는보상수준만족을단일문항으로측정하고있다. 보상수준만족은 나는대체로현재나의임금수준에만족한다 로측정하였고, 5점척도로응답범주는 1= 전혀그렇지않다, 5= 매우그렇다 를의미한다. 독립변수인연봉차등폭은사업체수준에서조사된변수이다. 사업장인사담당자가응답한이변수의질문은 직급등다른조건이동일한경우가장높은평가점수를얻은사람과가장낮은평가점수를얻은사람간연봉의차등지급률 ( 예 :±10% 는 20으로응답 ) 은얼마입니까? 과장급이상관리자급과그미만인일반사원급을구분해서응답하여주십시오 이다. 연봉차등폭은개별근로자보다는사업장인사담당자가더정확하게알고있다고보아야하기때문에인사담당자의응답을개인에할당하는것이보다정확하다고할수있다. 사업장에서측정한연봉차등폭을직급에따라개인들에게할당하였다. 즉개인의직급이과장이상인경우에는해당사업장관리자급의연봉차등폭을할당하고과장미만의직급일경우에는해당사업장평사원의연봉차등폭을할당하여개인별연봉차등폭변수를작성하였다. 조절변수는보상지위, 성과배분, MBO, 그리고노동조합이다. 보상지위는사업장내보상의상대적지위를의미하는데, Pfffer and Davis-Blake(1992) 와동일한방법으로작성하였다. 상대임금 (relative salary) 을의미하는보상지위는개인의임금을해당조사단위의평균임금으로나누어서측정한다. 보상지위를측정하기위한자료로서사업장수준에는인사담당자가응답한과장이상관리자급과평사원의평균연봉이있고, 개인설문에는각개인별월할연봉개념의월평균임금이있다. 먼저각개인별월할평균임금에 12를곱해서연봉을계

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 39 산하였다. 이어서사업장의평균연봉은관리자급평균연봉과사원급평균연봉을평균해서구하였다. 마지막으로개인별연봉을사업장평균연봉으로나누어서개인별보상지위를구하였다. 성과배분은개별근로자가전사단위성과배분을적용받는경우에 1의값을부여한더미변수이다. MBO와노동조합은사업장설문지에서측정한변수로서, 각각 MBO를활용하고있는경우에 1의값을부여한더미변수이며, 노동조합이조직된경우에 1의값을부여한더미변수이다. 우리는각종인적특성과사업장특성그리고선택효과등을통제하기위해개인별성과급에대한선호도와연봉제도입연도를통제하였다. 먼저보상만족과관련해서통상적으로통제하는인적특성으로서성, 연령, 학력, 직급, 노동조합원여부를통제하였다. 성은남성더미변수를작성하였고학력은대졸이상더미변수를그리고직급은과장급이상더미변수를작성하였다. 사업장특성변수로는제조업더미와종업원숫자로측정한조직규모를통제하였다. 우리는실제월평균임금을통제하였다. 보상수준만족에대한연구의화두가실제임금수준이보상만족에미치는영향은무엇이며그다음으로실제보상액이외에다른요인들의효과는무엇인가로요약되듯이 (Heneman and Judge, 2000) 실제임금수준은중요한변수이다. 다른제도의효과도마찬가지겠지만특히성과급효과와관련해서제도의인센티브효과와선택효과 (sorting or selection effect) 를구분하는것이중요하다 (Lazear, 2000; Rynes et al., 2005; Cadsby, Song, Tapon, 2007). 성과급의예를들어선택효과란성과급을선호하는사람들이해당조직에몰리거나그조직에머무르는반면, 성과급을싫어하는사람은해당조직에응모하지않거나다른조직으로이직하게됨으로써근로자구성이바뀌게되는효과를말한다. 우리는선택효과의대리변수로서성과급선호강도를통제하였다. 성과급선호강도가높은사람은연봉제를채택하거나연봉차등폭이높은회사를선호하기때문에선택효과가발생할수있다. 성과급선호강도는 기본급금액을 10으로둘때개인성과에따라결정되어야할비중 (0~10) 과 상여금금액을 10으로둘때개인성과에따라결정되어야할비중 (0~10) 을평균하여측정하였다. 마지막으로 Lazear(2000) 가지칭했던호오손효과, 즉제도도입에따른일시적인허니문효과를통제하기

40 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 위해연봉제제도연령을통제하였다. 연봉제제도연령은 2004년에서연봉제를도입한연도를차감한값이다. 이상에서설명한변수들의기술통계와변수간상관계수테이블은 < 표 1> 과같다. 참고로보상지위의평균이 0.93으로논리적으로보면 1에근사해야하지만참고로 Pfeffer and Davis-Blake(1992) 의경우에도평균점수가 0.99에표준편차가 0.33이었던점을감안하면그렇게편의된수치는아님을알수있다. 우리의관심사인보상수준만족은연봉성과배분, MBO, 조합원, 월평균임금, 조직규모그리고노동조합과통계적으로유의한정 (+) 의관계를보이고있다. 한편독립변수인연봉차등폭은성과배분제도적용, 대졸이상, 과장급이상, 월평균임금, 성과급선호도, 연봉제제도연령과유의한정 (+) 의관계를보이는반면노동조합원및노동조합더미변수와는유의한부 (-) 의관계를보이고있다. < 표 1> 변수간상관관계 (N=513) Mean S.D. 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 1. 보상수준만족 2.65 0.91 2. 연봉차등폭 11.17 11.24 0.052 3. 보상지위 0.93 0.32 0.005 0.070 4. 성과배분 0.54 0.50 0.204 0.146 0.094 5. MBO 0.67 0.47 0.177-0.076 0.001 0.254 6. 남성 0.84 0.37-0.024-0.034 0.332 0.111 0.127 7. 연령 34.89 7.05-0.024 0.035 0.644 0.131 0.061 0.424 8. 대졸이상 0.73 0.45 0.036 0.156 0.180 0.163 0.195 0.310 0.057 9. 과장이상 0.44 0.50-0.002 0.198 0.683 0.118 0.072 0.323 0.727 0.181 10. 조합원 0.09 0.28 0.165-0.205-0.122 0.054-0.058-0.126-0.085 0.021-0.106 11. 임금 ( 로그 ) 5.49 0.40 0.156 0.148 0.767 0.279 0.287 0.414 0.663 0.340 0.655 0.018 12. 성과선호 2.24 0.97-0.059 0.109-0.010 0.039 0.016 0.061-0.037 0.168 0.040-0.088 0.062 13. 연봉제연령 5.11 2.48 0.053 0.089-0.094 0.093-0.039-0.072-0.059-0.018-0.039 0.008-0.014-0.019 14. 규모 ( 로그 ) 6.04 1.03 0.106-0.051 0.031 0.086 0.186-0.048 0.032 0.057 0.046 0.185 0.142 0.076-0.081 15. 제조업 0.52 0.50 0.083-0.026 0.064 0.218 0.378 0.207 0.148 0.157 0.083-0.270 0.140 0.050-0.254 0.165 16. 노동조합 0.57 0.50 0.176-0.151 0.093 0.102 0.097 0.186 0.239-0.022 0.191 0.185 0.161-0.024-0.188 0.416 0.271 주 : r >=0.147, p<.001, r >=0.118, p<.01, r >=0.088, p<.05(two-tailed). N=513.

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 41 Ⅳ. 가설검증 < 표 2> 는가설 1을검증하기위해선형회귀분석을실시한결과이다. 우리는가설 1에서연봉차등폭과임금수준만족간에비선형 ( 형 ) 의관계를예측하였다. 모형 1은연봉차등폭의제곱항과보상지위, 성과배분, 그리고 MBO를투입하지않은경우이고, 모형 2는모형 1에연봉차등폭의제곱항을투입한경우이며, 모형 3은모형 2에보상지위, 성과배분, MBO를투입한경우이다. < 표 2> 의분석결과를보면연봉차등폭과보상수준만족간에는우리가가설에서예측한바와같이비선형 ( 형 ) 관계가나타난다. 그리고이러한비선형관계는몇개의조절변인의투입여부에도영향을받지않는다. 이러한결과는우리의연구가설 1을지지하는것으로보인다. 모형 2와모형 3의회귀계수로비선형관계의정점을계산하면꼭지점의연봉차등폭은각각 35.2% 및 35.7% 로나타나고있다. 즉대략연봉차등폭이 35% 이하인경우에는연봉차등폭이증가할수록보상수준만족은높아지지만, 그이상의수준이되면오히려보상수준만족이감소하는것으로나타나고있다. 그런데기술통계치를통해연봉차등폭이 35% 인경우를살펴보면 15개사례로서전체의 2.9% 만해당된다. 즉전체의 2.9% 를제외하면연봉차등폭과보상수준만족간에는선형의정 (+) 의관계가성립하고있는것이다. 우리의분석결과는전체적으로보면임금격차와임금수준만족간의관계는비선형 ( 형 ) 으로나타나지만일부로인해이런관계가나타나며, 대부분을차지하는 97% 의경우를감안하면임금격차와임금수준만족간에는대체로선형의정 (+) 의관계가나타나고있다고보아도무방할것이다. 우리의이러한결과는화이트칼라의임금격차와생산성간에비선형 ( 형 ) 의관계를발견한 Bingley and Eriksson(2001) 의연구와는유사한결과이지만, 화이트칼라의임금인상률격차와노동생산성간에비선형 (U형) 의관계를발견한 Grund and Westergaard-Nielsen(2008) 의연구결과와는정반대의결과이다. 다만이들의연구에서도 U형의꼭지점좌편에 98% 가위치하고우편에는

42 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 표 2> 연봉차등폭과보상수준만족 모형 1 모형 2 모형 3 B S.E. B S.E. B S.E 상수 -0.710 0.718-0.732 0.715-0.510 0.873 성 -0.158 0.126-0.164 0.125-0.164 0.125 연령 -0.027 *** 0.009-0.025 *** 0.009-0.023 ** 0.009 대졸이상 -0.101 0.100-0.107 0.100-0.121 0.099 과장이상 -0.156 0.123-0.196 0.124-0.133 0.129 조합원 0.454 *** 0.155 0.493 *** 0.156 0.423 *** 0.160 로그임금 0.787 *** 0.152 0.773 *** 0.152 0.745 *** 0.206 성과선호 -0.062 0.041-0.061 0.040-0.063 0.040 제도연령 0.032 ** 0.016 0.034 ** 0.016 0.024 0.016 조직규모 -0.033 0.043-0.038 0.043-0.043 0.042 제조업 0.212 ** 0.089 0.182 ** 0.090 0.090 0.095 노동조합 0.339 *** 0.095 0.334 *** 0.094 0.326 *** 0.094 연봉차등폭 0.007 * 0.004 0.024 *** 0.008 0.021 ** 0.008 연봉차등폭제곱 -0.00035 ** 0.000-0.00029 * 0.000 보상지위 -0.194 0.223 성과배분 0.186 ** 0.084 MBO 0.116 0.102 F 6.342*** 6.308*** 5.771 Adj.R 2 0.111 0.119 0.130 N 513 주 : ***p<.01, **p<.05, *p<.1 (two-tailed). 단지 2% 만해당되었다는점은본연구결과와유사하다. < 표 3> 은연봉차등폭과보상수준만족을조절하는변인에대한연구가설 2에서연구가설 5까지를분석한결과이다. 조절효과를검증하기위해작성한 4개의상호작용항을동시에투입할경우다중공선성문제가나타나각각의상호작용항을별도로투입하였다. 모형 1은보상지위의조절효과, 모형 2는성과배분의조절효과, 모형 3은 MBO의조절효과그리고모형 4는노동조합의조절효과를검증한결과이다. 모형 1을보면우리의연구가설 2와는정반대로연봉차등폭과보상지위의상호작용항계수가유의한부 (-) 의부호를보이고있다. [ 그림 1] 의왼편그림은이를가시적으로보여주고있다. 이러한결과는선행연구들과도정반대이다 (Pfeffer and Davis-Blake, 1992; Pfeffer and Langton, 1993; Brown, Sturman

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 43 and Simmering, 2003). 외국의선행연구들에서는상대적으로고임금의지위에있는경우임금격차의이득을보는반면임금이낮은사람들은임금격차로부터손해를보기때문에고임금지위에있는경우보상격차의확대에대해서상대적으로긍정적인태도를갖는다고보았다. 우리도이러한연구결과에근거해서연구가설을설정했지만분석결과는연구가설 2를지지하지않고있다. 우리의결과는우리나라의경우에는전혀다른사정이나논리가작동할수있다는점을시사한다. 연봉제가도입되기이전우리나라의지배적인임금체계는성과나역량과무관하게단순히근속에의해서임금수준이대부분결정되던연공급 ( 年功給 ) 이었다. 연공급체제에서는근속이짧은하위직급직원들의역량이나성과가임금에제대로반영되지않았다. 이러한상황에서업적평가에따라임금인상을차등하는연봉제의도입을근속이짧은직원들이오히려환영했을가능성이크다. 그리고근속이짧은직원들은하위직급이며우리의분석에서는보상지위가낮은사람들이다. 이사람들은연봉제의도입, 나아가연봉차등폭의확대를근속대신업적이나역량의반영을확대하는보상제도로서오히려더환영했을가능성이크다. 반면에보상지위가높은사람들은연봉제나연봉차등폭의확대로부터얻는것보다는잃을것이더많다는점에서정반대의태도를지닐수있다. 연봉차등폭과보상지위의상호작용항이유의한부 (-) 의관계를보이는우리의분석결과는우리나라특유의임금체계를감안한이와같은해석을가능하게한다. 모형 2는집단성과배분의조절효과를분석한것이다. 분석결과는상호작용항이부 (-) 의관계를보이고있다. [ 그림 1] 은이관계를가시적으로표현한것이다. 앞서우리는연구가설 3에서집단성과배분의조절효과에대한상반된견해로인해조절의방향성을예측할수없었다. 집단성과배분은객관적경영성과에기반한성과급이기때문에주관적업적평가에기반하여개인별임금을차등하는연봉제의문제점을보완할수있다는점에서는정 (+) 의조절효과를상정할수있는반면, 객관적경영성과를근로자들이통제할수없는객관적경영성과일경우근로자들이불공정성을지각할수있다는점과 Levine(1990) 의응집성모형에의하면부 (-) 의방향으로의조절효과를상정할수있다. 우리

44 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 의분석결과는후자의예측을지지하고있다. 사실집단성과배분의조절효과를좀더정확하게분석하기위해서는집단성과배분제도의특성별효과를분석할필요가있을것이지만, 자료의한계로추후의과제로미루고자한다. 모형 3은 MBO의조절효과를분석한것인데, 연구가설 4에서와같이상호작용항의회귀계수는정 (+) 의부호를보이고있지만통계적으로유의한수준은아니다. 따라서연구가설 4는지지를얻지못하고있다. 마지막으로모형 4는노동조합의조절효과에관한연구가설 5를검증한결과이다. 우리는연구가설 5에서상이한예측으로인해서노동조합의조절효과의 < 표 3> 연봉차등폭과보상수준만족 : 조절효과 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 B S.E. B S.E. B S.E. B S.E. 상수 -0.784 0.886-0.570 0.876-0.393 0.876-0.331 0.871 성 -0.144 0.125-0.185 0.126-0.156 0.125-0.161 0.124 연령 -0.023 ** 0.009-0.023 ** 0.009-0.023 ** 0.009-0.023 ** 0.009 대졸이상 -0.116 0.099-0.113 0.099-0.123 0.100-0.130 0.099 과장이상 -0.083 0.128-0.108 0.128-0.106 0.129-0.111 0.128 조합원 0.417 *** 0.159 0.391 ** 0.159 0.409 ** 0.161 0.459 *** 0.161 로그임금 0.764 *** 0.206 0.749 *** 0.206 0.748 *** 0.206 0.756 *** 0.205 성과선호 -0.070 * 0.040-0.060 0.040-0.062 0.041-0.064 0.040 제도연령 0.023 0.016 0.023 0.016 0.021 0.016 0.024 0.016 조직규모 -0.036 0.042-0.035 0.043-0.048 0.043-0.054 0.043 제조업 0.123 0.095 0.115 0.095 0.103 0.095 0.082 0.095 노동조합 (E) 0.312 *** 0.095 0.306 *** 0.095 0.326 *** 0.095 0.121 0.125 연봉차등폭 (A) 0.027 *** 0.010 0.014 ** 0.006 0.004 0.004 0.001 0.004 보상지위 (B) -0.005 0.242-0.204 0.224-0.207 0.224-0.211 0.223 성과배분 (C) 0.174 ** 0.084 0.318 *** 0.117 0.186 ** 0.084 0.219 ** 0.085 MBO(D) 0.145 0.100 0.127 0.101 0.084 0.129 0.111 0.101 A*B -0.023 ** 0.011 A*C -0.012 * 0.007 A*D 0.007 0.008 A*E 0.021 ** 0.008 F 5.835*** 5.706*** 5.553*** 5.982*** Adj.R 2 0.131 0.128 0.125 0.135 N 513 주 : ***p<.01, **p<.05, *p<.1(two-tailed).

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 45 [ 그림 1] 조절효과도시 방향성은예측할수없었다. 노동조합은저성과자에대한벌의사용을제한하기때문에임금격차의효과가반감한다는주장은부 (-) 의조절효과를예측하는반면, 노동조합의존재가정당한근거에의한연봉차등을유도함으로써연봉차등의정당성과공정성을제고한다는주장은정 (+) 의조절효과를예측한다. 분석결과는노동조합이연봉차등폭과임금수준만족간의관계를정 (+) 의방향으로조절하고있음을보여주고있는데 [ 그림 1] 은이를가시적으로보여주고있다. 이러한분석결과는저성과자에대한벌의제한등노동조합의부정적인효과보다는노동조합의존재가자의적인기준에근거한연봉차등을제한함으로써연봉차등의정당성을높여서연봉차등폭의증가가낳는부작용을감소시키는등긍정적인기능을수행한다는점을보여주는대목이라하겠다. 이상의조절효과를도시하면 [ 그림 1] 과같다. [ 그림 1] 의수치는 < 표 3> 의회귀식의회귀계수를사용하여계산하였다. 연봉차등폭과보상지위의경우표준편차를가감해서높고낮음의두집단을계산했고성과배분과노동조합은각각존재유무를기준으로두집단을계산하였다. 나머지변수값은기술통계치의평균값을대입하였다. Ⅴ. 요약및함의 이상우리는한국노동연구원의보상체계에대한근로자인식조사자료및사

46 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 업체패널조사자료를사용해서연봉차등폭이보상수준만족에미치는효과를분석하였다. 우리의분석결과연봉차등폭과보상수준만족간에비선형 ( 형 ) 의관계가나타났지만대다수인 97% 의경우양자간에선형의정 (+) 의관계가나타났고, 연봉차등폭과보상수준만족간의관계를보상지위, 성과배분, 노동조합이조절하고있음을발견하였다. 다만조절변인의효과와관련해서보상지위의경우우리의예측과는반대로부 (-) 의방향으로연봉차등폭과보상수준만족간의관계를조절하고, 성과배분은부 (-) 의방향으로관계를조절하는반면노동조합은정 (+) 의방향으로관계를조절하는것으로나타났다. 우리의분석결과전체표본의경우연봉차등폭과보상수준만족간에비선형 ( 형 ) 의관계가나타나지만 15개사례를제외하면선형의정 (+) 의관계가나타나대체로선형의정 (+) 의관계가나타난다고볼수있었다. 이는조사당시의연봉차등폭을더확대할수록보상수준만족도도높아진다는것을의미한다. 보상제도에대한선호조사들에서도현행연봉차등폭보다더확대하는것이바람직하다는조사결과들이있다. 중앙인사위원회가 2006년에중앙행정기관 50개중앙행정기관일반직공무원 4,336명을대상으로실시한설문조사에서바람직한연봉차등폭은평균 16.3% 로나타났는데, 이는당시공무원의평균연봉차등폭이 5% 내외라는점을감안하면 3배정도더높은수치이다. 노동부가 2007년에 100인이상 6,170개사업장인사담당자를대상으로조사한자료에의하면바람직한연봉차등폭은관리자급 21%, 사원급 16% 정도로나타났는데, 이는당시해당사업장의실제연봉차등폭보다 2~4% 정도더높은수치이다. 이두종류의선호조사도현재의연봉차등폭보다더확대하는것이바람직하다는것으로요약할수있는데, 이는우리의분석결과와도일치한다. 보상지위가연봉차등폭과보상수준만족과의관계를음 (-) 의방향으로조절하고있는현상은우리나라특유의연공급의전통에서해석할수있었다. 통상외국의연구들에서는보상지위는보상격차가태도나성과에미치는효과를정 (+) 의방향으로조절하는것으로나타나지만우리나라의경우정반대의결과가나타났다. 우리는이를낮은직급에따라서임금이낮은근로자들에있어서연봉제는근속에의해임금이결정되는연공급의대안이며연봉차등폭의확대는근속대신에역량이나성과의반영도를확대하는것을의미하는것으로서오히

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 47 려환영받을수있기때문인것으로해석하였다. 반면고임금을받는고근속고직급의근로자들은연봉제로인해얻는것보다는잃을것이많을수있다. 보상지위가낮은사람들은연봉차등폭이높은경우에임금수준만족도가높아지지만보상지위가높은사람은그반대로낮아지는것으로나타난우리의분석결과는이러한해석을가능하게한다. MBO는예상과는달리유의한조절효과가나타나지않았는데, 본연구에서와같이단순히제도의존재유무가아니라실제로어떻게운영되는가에따라서는유의한조절효과가나타날수도있다. MBO의질적특성은본연구에서다루지못했는데추후의연구에서이를보다자세하게다룰필요가있다고하겠다. 집단성과배분이연봉차등폭과보상수준만족의관계를부 (-) 적으로조절하는것으로나타났지만, 이러한관계는집단성과배분제도의구체적인특성별로차이가있을수있기때문에, 이런점을감안하지못한본연구의결과는잠정적일수밖에없으며추후이와관련된연구가더필요하다고하겠다. 노동조합이연봉차등폭과보상수준만족과의관계를정 (+) 적으로조절하고있는것으로나타났지만, 사실이러한관계도노동조합의성격이나파워그리고직종및직급별조합원범위나조합원의구성등노동조합의구체적인특성에따라서매우달라질수있기때문에본연구의결과는잠정적일수밖에없다. 따라서이와관련해서도추후보다세부적인연구가필요하다고하겠다. 대부분의관련선행연구들이임금격차의종속변수로서생산성등조직성과를다루고있음에비해우리는임금격차의보다직접적인종속변수로서보상에대한태도, 즉보상수준만족에미치는효과를분석하였다. 우리의이러한시도는임금격차가조직성과에영향을미치는인과경로를더풍부하게구명했다는점에서의의가있다. 그리고관련선행연구들이대부분조직내수직적임금격차를독립변수로하고있어수평적임금격차의효과에대한연구들이이루어질필요가있다고지적하듯이우리의연구는조직내수평적임금격차의효과를다루고있어임금격차관련연구의지평을확대하고있다는점에서도연구의의의를찾을수있다. 그리고우리의연구결과는연봉차등폭을어느정도로가져갈것인가와관련된실무적인고민에대해서도몇가지시사점을제공할수있다. 위에서지적한바와같이특히조절변인들의효과에대해서는유보적인결론

48 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 을내릴수밖에없다는점이외에도본연구는많은한계를안고있다. 그중몇가지한계를지적하면다음과같으며추후연구에서는이런한계를극복할필요가있다고하겠다. 우선종속변수인보상수준만족은단일문항으로측정하였다는자료상의한계가있다. 보상수준만족은 PSQ의보상수준만족측정 4문항을그대로사용하려다한글로번역하는경우 4개의질문이구분되기힘들다는이유로단일문항으로측정한것인데, 이유를불문하고종속변수가단일문항으로측정되었다는점은본연구의한계임에분명하다. 그리고본연구가임금격차와조직성과간의인과고리를확대한다는의의도있지만, 보다엄밀한의미에서인과고리를확대한다면임금격차, 보상에대한근로자태도나행위, 조직성과라는일련의인과관계에대한연구가진행되어야할필요가있다. 즉보상에대한근로자태도나행위가임금격차와조직성과를매개한다는것을직접적으로보여줄필요가있다는것이다. 참고문헌 김경묵. 직급간임금격차결정요인에관한연구 : 토너먼트이론의검증. 인사관리연구 29 (2) (2005): 177~218. 김동배 박우성 박호환 이영면. 임금체계와결정방식. 한국노동연구원, 2005. 노동부. 2007년임금제도실태조사. 2007. 장재윤. 성과급제도입효과 : 내적동기이론과공정성이론의적용. 인사조직학회춘계학술대회발표논문, 2004. 중앙인사위원회. 2006년도민 관보수수준실태조사. 2006. Akerlof, G.A., & J.L. Yellen. The Fair Wage-Effort Hypothesis and Unemployment. Quarterly Journal of Economics 105 (2) (1990): 255~283. Beaumont, P.B., & R.I.D. Harris. Internal Wage Structure and Organizational Performance. British Journal of Industrial Relations 41 (1) (2003): 53~ 70.

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 49 Becker, B.E., & M.A. Huselid. The Incentive Effects of Tournament Compensation. Administrative Science Quarterly 37 (2) (1992): 336~350. Bingley, P., & T. Erikson. Pay Spread and Skewness, Employee Effort and Firm Productivity. Working Paper No 2. Department of Economics, Asrhus School of Business. Bloom, M. The Performance Effects of Pay Dispersion on Individual and Organizations. Academy of Management Journal 42 (1) (1999): 25~40. Bloom, M., & J.G. Michel. The Relationship among Organizational Context, Pay Dispersion, and Managerial Turnover. Academy of Management Journal 45 (1) (2002): 33~42. Bradley, S., Petrescu, A., & R. Simmons. The Impacts of Human Resource Management Practices and Pay Inequality on Workers Job Satisfaction. Working Paper, Lancaster University Managment School. Brown, M.P., Sturman, M. C., & M.J. Simmering. Compensation Policy and Organizational Performance: The Efficiency, Operational, and Financial Implication of Pay Levels and Pay Structure. Academy of Management Journal 46 (6) (2003): 752~762. Cadsby, C.B., Song, F., & F. Tapon. Sorting and Incentive Effects of Pay for Performance: An Empirical Investigation. Academy of Management Journal 50 (2) (2007): 387~405. Cowherd, D.M., & D.I. Levine. Product Quality and Pay Equity between Lower-level Employees and Top Management: An Investigation of Distributive Justice Theory. Administrative Science Quarterly 37 (2) (1992): 302~320. Drago, R., & G.T. Garvey. Incentive for Helping on the Job: Theory and Evidence. Journal of Labor Economics 16 (1) (1998): 1~25. Ehrenberg, R.G., & M.L. Bognanno. Do Tournament Have Incentive Effects? Journal of Political Economy 98 (6) (1990): 1307~1324. Fisher, C.D., Schoenfeldt. L.F., & J.B. Shaw. Human Resource Management. Boston: Houghton Mifflin Company, 1996. Freeman, R. B., & J.L. Medoff. What do Unions do?, New York: Basic

50 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 Books, 1984. Grund, C., & N. Westergaard-Nielson. The Dispersion of Employees' Wage Increase and Firm Performance. Industrial and Labor Relations Review 61 (4) (2008): 485~501. Henderson, A.D., & J.W. Fredrickson. Top Management Team Coordination Needs and the CEO Pay Gap: A Competitive Test of Economic and Behavioral Views. Academy of Management Journal 44 (1) (2001): 96 ~117. Heneman, H.G., & T.A. Judge. Compensation Attitudes. in S. L. Rynes, B. Gerhart(eds.), Compensation in Organizations: Current Research and Practices. pp.61~103. San Francisco, Jossey-Bass, 2000. Heyman, F. Pay Inequality and Firm Performance: Evidence from Matched Employer-Employee Data. Applied Economics 37 (2005): 1313~1327. Hibbs, D. A., & H. Locking. Wage Dispersion and Productivity Efficiency: Evidence for Sweden. Journal of Labor Economics 18 (4) (2000): 755 ~782. Jenkins, G.D., MItra, A., Gupta, N., & J.P. Shaw. Are Financial Incentives Related to Performance? A Meta-Analytic Review of Empirical Research. Journal of Applied Psychology 83 (5) (1998): 777~787. Jirajn, U., & K. Kraft. Intra-Firm Wage Dispersion and Firm Performance-Is there a Uniform Relationship? KYKLOS 60 (2) (2007): 231~253. Lallemand, T., Plasman, R., & F. Rycx. Intra-Firm Wage Dispersion and Firm Performance: Evidence from Linked Employer-Employee Data. KYKLOS 57 (4) (2004): 533~558. Lazear, E. P. Performance Pay and Productivity. American Economic Review 90 (5) (2000): 1346~1361. Lazear, E. P., & S. Rosen. Rank-Order Tournament as Optimum Labor Contracts. Journal of Political Economy 89 (5) (1981): 841~864. Lazear, E. P. Pay Equality and Industrial Politics. Journal of Political Economy 97 (3) (1989): 561~580. Leonard, J. S. Executive Pay and Firm Performance. Industrial and Labor

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 51 Relaitons Review 43 (1990): 13S-29S. Levine, D. Cohesiveness, Productivity, and Wage Dispersion. Working Paper, Institute for Research on Labor and Employment, University of California, Berkeley. Main, B.G.M., O'Reilly, C.A., & J. Wade. Top Executive Pay: Tournament or Teamwork? Journal of Labor Economics 11 (4) (1993): 606~628. Milkovich, G.T., & J.M. Newman. Compensation. McGraw Hill. Ng, I., & D. Magi. Trade Union Influence on Human Resource Management Practices. Industrial Relations 33 (1) (1994): 121~135. Pfeffer, J., & A. Davis-Blake. Salary Dispersion, Location in the Salary Distribution, and Turnover among Colledge Administrators. Industrial & Labor Relations Review. 1992, pp.753~763. Pfeffer, J., & N. Langton. The Effect of Wage Dispersion on Satisfaction, Productivity, and Working Collaborately: Evidence from Colledge and University Faculty. Administrative Science Quarterly 38 (3) (1993): 382 ~407. Rynes, S. L., Gehart, B., & L. Parks. Personnel Psychology: Performance Evaluation and Pay for Performance. Annual Review of Psychology 56 (2005): 571~600. Shaw, J.D., Gupta, N., & J.E. Delery. Pay Dispersion and Workforce Performance: Moderationg Effects of Incentives and Interdependence. Strategic Management Journal 23 (6) (2002): 491~512.. Pay System Characteristics and Quit Pattens of Good, Average, and Poor Performers. Personnel Psychology 60 (2007): 903~928. Willams, M.L., McDaniel, M.A., & N.T. Nguyen. A Meta-Analysis of the Antecedents and Consequences of Pay Level Satisfaction. Journal of Applied Psychology 91 (2) (2006): 392~413.

52 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 부표 1> 임금격차의효과에대한선행연구요약 연구자대상이론 Beaumont & Harris (2003) Becker & Huselid (1992) Bingley & Eriksson (2001) Bloom (1999) Bloom & Michel (2002) Bradley, Petrescu, & Simmons (2004) Brown, Sturman & Simmering (2003) Cowherd & Levine (1992) Drago & Garvey (1998) Ehrenberg & Bognanno (1990) Grund & Westergaard- Nielsen (2008) Henderson & Fredrickson (2001) Heyman (2005) Hibbs & Locking (2000) 영국 ARD 사업장패널 미국, 카레이서패널데이터 덴마크기업 - 개인결합 (6,501 기업 3 년 ) 미국, 29개야구팀 1,644명, 9년치자료 미국, 경영자보상 (COMPUSTAT & CHARS) 영국의개인설문 (CERS & WERS) 미국, 333 개병원 ( 패널 2,410) 미국, 102 개사업장 호주, 82 개작업집단 712 명평사원 토너먼트와형평성이론을상황이론으로통합가능 측정독립 ( 격차 )/ 종속변수조절변수생산직대비관리직인당인건비 ; 산업, 소유구조, 규인당부가가치모 ( 탐색적 ) 토너먼트모델상금격차성적과안전 임금회귀식잔차토너먼트확장모형 ( 사보타지 ) 항이용, 표준편차와편의계산 개인성과 - 대립가설 ; 조직성과 - 상호의존성으로부 (-) 토너먼트이론 기업 : 총요소생산성개인 : 이직률 팀지니계수, 팀개인성적, 팀변이계수등 4가지성적 경쟁모형 ( 암묵적으로 ) 직무만족과는잘지각된보상격차안보았음 공정성이론, 형관계예측 공정성이론, 상대적박탈이론 결과 의약산업만부 (-) 4 개산업은정 (+); 대규모외국인소유기업에서강한정 (+) 성적 (+), 안전 (-) 격차증대에따른인센티브효과는체감 기업 : 화이트칼라의분산과편의는 형개인 : 화이트칼라의분산과편의는정 (+) 팀및개인성적과모두부 (-) 개인성적은임금지위가조절 지니계수 ( 경영진이직률, 근속연팀별 ) 수이직률 (+), 근속연수 (-) 지니계수 ( 병원별 / 연도별 ) 전반적만족, 보상만족 효율성, 환자생존율, ROA 생산직및일선감독자와경영진간제품의품질부 (-) 임금격차 토너먼트이론임금회귀식잔차항의집단별분산 도움주기 (helping) 이직 CERS 자료의경우만두종속변수와유의한부 (-) 의관계 ( 비조합원만 ) 효율성과부 (-), 격차의효과는저임금수준에서특히큼 둘다부 (-) 미국골프경기자료토너먼트이론총상금규모타수유의한부 (-) 덴마크, 22,178 기업 - 연도데이타 미국, 189 개기업 - 연도 ( 경영자보상 ) 스웨덴 560기업-연도자료 (17만근로자) 스웨덴 30년간 자 료 경쟁모형 : 토너먼트와형평성 임금인상격차 : 기업내개인별인상률인당부가가치변이계수 경쟁모형 : 토너먼트와행위론적견 CEO-비CEO4명 ROA 해평균 토너먼트 및 그 확장모형 경쟁모형 : 토너먼트, 형평성 회귀식잔차항, 변이계수, 90~10분위인당이익비율 산업 - 기업내 / 간변이계수제곱 부가가치, 노동생산성 화이트칼라만 인상격차와 성과 간 U형관계 (98% 가꼭지점좌편 ) 독립효과없음. 장기보상격차와조정필요성지표 2개정 (+), 2개부 (-) 평사원및경영진모두유의한정 (+) 시장수요불확실성과경영진격차정 (+) 임금평등은노동생산성과부 (-), 부가가치와는정 (+)

연봉차등폭이보상수준만족에미치는영향 ( 김동배 김기태 ) 53 < 부표 1> 의계속 연구자대상이론 Jirjahn & Kraft(2007) Lallemand, Plasman,& Rycx(2004) Leonard (1990) Main, O'Reilly & Wage(1993) Pfeffer & Davis-Blake (1992) Pfeffer & Langton (1993) Shaw, Gupta & Delery (2002) 독일 372 제조업체경쟁모형 벨기에 397 개기업 17,490 명근로자 경쟁모형 : 토너먼트, 형평성 미국 439개기업 - 경쟁모형 : 형평성, 연도임원보상자료토너먼트 측정독립 ( 격차 )/ 결과종속변수조절변수생산직최저 -최고임률차개수급과집단성과급상호작용항정 (+) ( 상대평가, 객관적부가가치성과, 집단성과급, 승진, 노사협의회, 단체교섭상노조, 노사협의회 ) 호작용항은부 (-) 회귀식잔차, 표준편차, 변이계수, 인당영업이익모든지표가유의한정 (+) 최대- 최소비율 기울기 ( 상급 : 하급 )- 토너 -전체임원의분산 -형평 미국, 200여개상장경쟁모형 : 토너먼경영팀의변이계수 ( 조절 : 과업상호 ROA 기업 -연도임원자료트, 형평성의존성 ) 미국, 821대학기관의 11, 412명직원 형평성, 상대적박탈이론등 미국, 600개파트 17,000 대학교수경쟁모형 미국, 트럭 379회사파이프제조 141회경쟁모형사 변이계수 ( 조절 : 임금지위, 임금정보, 외부노동시장 ) 파트내변이계수 ( 조절 : 보상지위, 임금정보, 조직몰입, 정당성 ) ROE & ROE 변화 이직 ( 지난 6년간직위변동 =1) 조직만족, 연구성과, 협력 최고 - 최저차이, 변이계수. 지니계수 ( 조절 -정당성 = 생산성, 품질, 인센티브, 과업상지각성과등호의존성 ) 두변수모두성과와유의하지않음 유의한정 (+) 격차와상호의존성상호작용항유의하지않음 격차와지위의상호작용유의 & 임금정보와외부노동시장이위효과강화 ( 3 차항유의 ) 주효과 : 만족, 성과, 협력에모두부 (-) 정보, 몰입, 보상지위, 정당성은조절효과 독립효과는일부만성과와부 (-) 격차와정당성 ( 인센티브 ) 상호작용정 (+), 격차와과업상호의존성상호작용은부 (-)

54 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 abstract The Effect of Pay Dispersion on the Pay-level Satisfaction Dong Bae Kim Kitae Kim Using "Wage Survey" and "Workplace Panel Survey" by Korea Labor Institute (2004), this study investigate the effect of pay dispersion on pay-level satisfaction. Our study focuses on the effect of horizontal pay dispersion. We find that the relationship between pay dispersion and pay-level satisfaction is non-linear ( type). We also find that relative salary within organization, the existence of trade union, and group based performance pay moderate the effects of pay dispersion on pay-level satisfaction, but the existence of management by objective (MBO) does not have such effects. Keywords : pay dispersion, merit pay, pay-level satisfaction, tournament, equity.

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 55 노동정책연구 1) 2008. 제8권제4호 pp.55~80 c 한국노동연구원 연구논문 특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 * 조선주 ** 최윤영 *** 본연구는특수형태근로종사자중에서종사상의성별특성이뚜렷한 레미콘운송종사자, 골프장경기보조원 의인적특성, 소득실태등을분석하고, 소득결정요인을분석하였다. 분석결과특수형태근로종사자 ( 레미콘운송종사자, 골프장경기보조원 ) 의경우성별이소득에영향을미치는것으로나타났으며, 교육연수, 연령, 근무지및상해보험가입여부가소득에영향을미치는것으로나타났다. 특히레미콘운송종사자의경우근무지와상해보험가입유무만이소득에통계적으로유의미한영향을미치는것으로나타났으며, 골프장경기보조원의경우근무지이외에연령, 교육연수, 자녀수가소득에영향을미치는것으로나타났다. 핵심용어 : 특수형태근로종사자, 성별특성, 소득, 소득결정요인 논문접수일 : 2008 년 9 월 4 일, 심사의뢰일 : 2008 년 9 월 8 일, 심사완료일 : 2008 년 11 월 19 일 * 본연구는 2007 년근로복지공단의연구용역사업의지원을받아수행하였다. ** 한국여성정책연구원연구위원 (sjcho@kwdimail.re.kr) *** 백석대학교사회복지학부조교수 (yychoi@bu.ac.kr)

56 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 I. 서론 특수형태근로종사자는외관상자영인이나경제적으로특정사업주에종속되거나 ( 경제적종속성 ) 특정사업주의지휘 명령을받아 ( 사용상종속성 ) 자영인과근로자의중간적인성격을갖는취업자를총칭한다. 이러한특수형태근로종사자는외환위기이후계약직, 파견, 도급등의취업형태와더불어증가하면서비정규직문제의하나로서특히고용보험과산재보험의적용대상이되는지에대해사회적인쟁점으로부각되었다. 특수형태근로종사자의문제는독립자영인으로서경제법적인보호가불충분하고, 또한근로자성격을일부가지나자영인의지위에있어노동법적보호를받지못하는영역에서발생한다. 그동안의여러실태조사결과에의하면부당한계약해지, 재해보상미흡, 노동3권불인정등이애로사항으로지적되어왔다. 이러한중간적성격의특수형태근로종사자를어떻게보호할것인가에관해서는학계와노사정위원회를중심으로많은논의가진행되어왔다. 정부는산재보험적용및경제법 개별법적보호방안을중심으로특수형태근로종사자보호대책을마련하였다. 이러한보호대책과함께단체법적보호방안을포함한특수형태근로종사자의노동법적보호방안에대한논의가진행되어왔다. 따라서지난 2002년 5월노사정위원회비정규특위는제1차기본합의에서 특수형태종사자중업무상재해로부터보호의필요가있는자에대하여산업재해보상보험적용방안을강구한다 고합의하였으며, 특수형태근로종사자산재보험적용을위한산업재해보상보험제도개선방안논의가수차례에걸쳐서노사정위원회에서주요쟁점으로논의되었다 ( 노사정위원회, 2007). 결국 2006년 12월 13일자노사정위원회의산재보험제도개선합의에따라산업재해보상보험법전부개정법률 ( 안 ) 및보험료징수법일부개정법률 ( 안 ) 이 2007년 12월 14일자로개정 공포되어금년 7월 1일부터시행되었다. 이처럼비정규직근로자중 특수형태근로종사자 는산재보험의보호범위에서벗어나있었고, 이들에대한실질적인사회보험법적보호와실태등에관련

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 57 한논의가이루어지고있다. 하지만, 현재까지특수형태근로종사자의임금실태및이에영향을미치는요인등에관한연구는매우미비한실정이라고할수있다. 상기와같이산재보험법개정으로산재보험이적용되는특수형태근로자는보험설계사, 학습지교사, 골프장캐디, 콘크리트믹서트럭을소유하여운전하는자로 4개직종이다. 4개의직종가운데레미콘운송종사자는주로남성이많은비중을차지하는업종이며, 골프장경기보조원은주로여성들이많은비중을차지하고있는업종이다. 실제종사자의성별비율을살펴보면레미콘운송종사자의경우남성이전체근로자의 100% 를차지하고있으며, 골프장경기보조원의경우여성이전체근로자의 96% 를차지하고있다 ( 본문의표 1 참조 ). 이는근로기능이상이하다는것으로볼수있는데, 단순히문화적 생물학적특성으로만설명할수없는배경을가지고있을것으로보인다. 또한이두업종은보험설계사와학습지교사보다는산업재해율이높다. 산재보험료는 기준임금액 ( 연 ) 보험료율 인데, 이때보험설계사및학습지교사는 7/1000인반면, 골프장경기보조원은 20/1000, 레미콘운송종사자는 34/1000이다. 따라서골프장경기보조원과레미콘운송종사자가 4개직종중상해위험률이높고, 성별차이로인해근로기능이상이할것으로예측하여두부문을선택하여분석하였다. 본연구는특수형태근로종사자의노동법적보호방안에대한논의보다는특수형태근로종사자보호입법이시행될경우그효과를계량화하여제시함으로써산재보험급여의기초가되는소득산정과정에서활용할수있는객관적인정보를제공하는것을목적으로한다. 그러므로특수형태근로종사자중앞서설명한 레미콘운송종사자 와 골프장경기보조원 의소득실태및관련현황을분석 평가하고, 소득에영향을미치는요인등을실증분석하였다. Ⅱ. 선행연구의검토 그동안의특수형태근로종사자에관한연구들은실태조사나특수형태근로자

58 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 의권리, 정규직, 비정규직등고용형태별직업분리에대한임금격차의연구의일부분등으로다루어져왔으며, 특정업종에따른성별차이와임금에관한연구는매우부족한상태이다. 이처럼관련연구가미비하며특수형태근로자가정규직이나자영업자와의차별성이있기때문에특수형태근로자와정규직, 자영업자등의임금결정요인을비교하고자하였다. 또한특수형태근로종사자는외관상자영인이나경제적으로특정사업주에종속되거나 ( 경제적종속성 ) 특정사업주의지휘 명령을받아 ( 사용상종속성 ) 자영인과근로자의중간적인성격을갖기때문에정규직근로자나자영자의임금결정요인등과비교해보는것은특수형태근로부문의종사자의소득결정요인을분석하는데있어중요한의의를갖는다고할수있다. 먼저정규직근로자와자영자의근로소득에관한연구로안주엽外 (2008) 가있으며, 남자임금근로자의경우교육연수, 근로연수, 경력, 결혼여부가임금에유의한영향을미치고, 여성은교육연수, 결혼여부, 근속연수가임금에유의한영향을미치는것으로나타났다. 임금근로자인경우에도정규직, 비정규직근로자로나누어서분석하였는데마찬가지로연령, 교육수준, 경력, 기혼여부가임금을결정하는요인으로나타났다. 자영인의경우남성의경우는남성임금근로자와같은변수들이통계적으로유의한것으로나타났으며, 여성의경우지역과고용주인지아닌지가임금에영향을미치는것으로나타났다. 또한업종에따라서도임금 ( 소득 ) 에영향을달리미치는것으로나타났다. 이승렬 최강식 (2007) 의연구에서는우리나라자영자의경우교육수준, 연령, 자영업종사기간등이소득과정 (+) 의관계에있는것으로나타났다. 이처럼대부분의연구에서는임금근로자, 자영업자모두임금, 소득을결정하는데있어교육연수, 연령이영향을미치는것을알수있었다. 한편, 특수형태근로의결정요인에관한연구로는몇가지를들수있는데, 먼저특수형태근로를통하여얻게될생애소득흐름 (lifetime income stream) 의현재가치 (present value) 가일반근로자에비하여상대적으로높을것으로예상하는경우에경제주체는일반근로보다특수형태근로를선택하게될것이라는점이다. 그리고자본시장의불완전성 (imperfection) 으로인한유동성제약 (liquidity

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 59 constraint) 이특수형태근로를저해하는기능을하게된다. 또한가족배경이특수형태근로의결정요인이되기도한다는것이다. Ⅲ. 레미콘운송종사자와골프장경기보조원의규모와인적특성 1. 레미콘운송종사자와골프장경기보조원의규모 특수형태근로종사자의규모에관한자료는현재통계청의경제활동인구부가조사와노동부의사업체근로실태조사를통해파악할수있다. 이러한공식적인정부통계에서나타나는특수형태근로종사자의규모는업계에서추정하고있는종사자의규모와는다르다. 이는자영인과근로자의중간적성격을지니는특수형태근로의특성상그정의를명확하게설정하기어렵고, 통계상의조작적정의, 업계종사자수로파악한사실상의정의및법적인정의가서로정확하게일치하는것이아니기때문에발생하는것이다. 다양한정의에입각하여특수형태근로종사자의규모가어느정도인지를살펴보면다음과같다. 먼저경제활동인구부가조사에서는특수형태근로를비전형근로의하나의형태로파악하고있다. 동조사는비정규근로를한시적근로, 시간제근로및비전형근로의세가지유형으로나누고있다. 특수형태근로는파견근로자, 용역근로자, 가정내 ( 재택, 가내 ) 근로자, 일일 ( 단기 ) 근로자와함께비전형근로의한유형으로파악된다. 경제활동인구부가조사의특수형태근로는 독자적인사무실, 점포또는작업장을보유하지않았으면서비독립적인형태로업무를수행하면서도, 다만근로제공의방법, 근로시간등은독자적으로결정하면서, 개인적으로모집 판매 배달 운송등의업무를통해고객을찾거나맞이하여상품이나서비스를제공하고그일을한만큼소득을얻는근무형태 로정의된다. < 표 1> 은 2002년이후경제활동인구부가조사에나타난특수형태근로종사자의규모를보여주고있다. 2007년 8월조사에의하면특수형태근로종사자수

60 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 표 1> 특수형태근로종사자의규모및비율 ( 단위 : 천명, %) 임금근로자파견근로용역근로특수고용일일근로등 전체구성비구성비형태구성비구성비 2005. 8. 14,968 118 0.8 431 2.8 633 4.2 859 5.7 2006. 8. 15,351 131 0.8 499 3.3 617 4.0 842 5.5 2007. 8. 15,882 174 1.1 593 3.7 635 4.0 970 6.1 주 : 일일근로등은가정내근로를포함. 자료 : 이인재 (2007) 에서필자가재구성함. 경제활동인구부가조사, 각년도. 는 63만 5,000명으로파악된다. 이는전년도동월대비 1만 8,000명이증가한것이다. 특수형태근로종사자수는연도마다변화가있어뚜렷한증감추세를관찰하기어렵다. 2002년과 2004년조사에서는 70만명이상의종사자수를보이고있지만 2003년의경우에는 60만명으로최저수준을보인다. 한편특수형태근로종사자가전체임금근로자에서차지하는비중을보면 2007년 8월의경우약 4.0% 이다. 종사자총수와마찬가지로 2002년과 2004년조사에서는비중이높게나타나고 2003년의경우최저를기록하고있다. < 표 2> 는통상특수형태근로로분류되는주요직종의종사자수를업계자료를통해추산해본결과이다. 이에따르면특수형태근로종사자의규모는정부통계보다는많은약 90여만명에이르는것으로나타난다. 표에는기타특수형태근로로분류될여지가있는직군이누락되어있다는점을감안하면업계종사자수로파악되는특수형태근로종사자의규모는이보다더욱클것으로예상된다. < 표 2> 특수형태근로직종별종사자규모 보험설계사 학습지교사 골프장경기보조원 레미콘기사 종사자 ( 명 ) 19만 5천 10만 1만 4천 2만 3천 기준시점 2006. 2 2004 2004 2006. 6 주 : 이인재 (2007) 에서필자가재구성함. 이외에화물기사, 덤프기사, 퀵서비스, A/S 기사, 검침원, 자동차판매원, 간병인, 애니매이터등도포함됨.

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 61 < 표 3> 특수형태근로종사자의성별구성 ( 단위 : 천명, %) 성별 종사자수 비율 남성 214 33.7 여성 421 66.3 전체 635 100.0 자료 : 통계청, 경제활동인구부가조사 원자료, 2007. 8. 아직특수형태근로의통계적정의에대해명확한합의가존재하지않고또한다른고용형태와구분짓는한계개념으로서의법적인정의역시형성단계에있으므로자료에따른규모의차이는불가피한것으로보인다. 그러나다양한자료를통한규모의분석에서뚜렷이나타나는점은노동시장에서특수형태근로가중요한근로형태의하나로자리매김하고있다는사실일것이다. 특히특수형태근로종사자중 4개업종은노사정위원회특수형태근로종사자특별위원회에서지난 2003년 9월부터 2년간중점적으로관리해온 4개의업종인골프장경기보조원, 레미콘기사, 보험설계사, 학습지교사이다. 기타관련 4 개업종이란최근확산되고있는화물운송종사자, 덤프운송자, 퀵서비스배달원, 대리운송종사자이다. 특수형태근로종사자의성별구성 (2007년 8월 경제활동인구부가조사 사용, 표 3 참조 ) 을살펴보면, 전체특수형태근로종사자 63만 5,000명중남성은 21만 4,000명이며여성은 42만 1,000명이다. 특수형태근로종사자중남성의비율은 33.7% 이며여성의비율은 66.3% 이다. 따라서전체특수형태근로종사자는약 1/3이남성, 2/3가여성으로구성되어있다고할수있다. 이중레미콘기사와골프장경기보조원의경우성별구분이뚜렷한직업으로인식되고있다 ( 정인수, 外 2006; 이정식, 2005). 2. 레미콘운송종사자의특성 레미콘운송종사자의경우운반비덤핑문제와 소사장제 라고불리는하도급문제등을가지고있다. 노동법상근로자성인정여부문제에대해서는대법원

62 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 은계속해서레미콘기사의근로자성을부인하고있지만, 일부현장에서는실질적으로노동조합을조직하고단체협약을체결하여운반단가를결정하고있다. 레미콘회사들은운반계약서에서규정하고있던내용중에서사용종속성의지표로활용될수있는내용들을삭제함으로써사용종속관계를약화시키고, 소사장제의도입으로근로자성을형식적으로약화시키고있다. 그러나실제작업과정상지휘명령관계는존재하고있는것으로보인다. 사실상레미콘산업의특성상 화물자동차운송자 나 덤프트럭종사자 와달리특정회사와전속적관계에서일을하는레미콘기사의경우는상대적으로근로자성이더강한부분이있다고보인다 ( 이인재外, 2008). 레미콘운송종사자의경우대부분의소득은운반비이다. 레미콘제조업은한국표준산업분류상제조업중비금속광물제조업에속하며, 소분류로는시멘트제품의레미콘제조업에해당한다. 레미콘의운반은재료분리를일으키지않고용이하게배출할수있는구조를갖춘믹서트럭또는트럭에지테이터에의한것이원칙이며포장용콘크리트에한하여덤프트럭을사용할수있다. 운반단가는 1m3당책정된단가에레미콘차량의적재가능용량인 6m3를곱하여계산된다. 여기에보통운행거리당책정되는유류보조비를더해서 1회전당단가를계산한다. 운반단가는지역별 권역별 사업장별로많은차이를보이는데, 현재 28,000~35,000원정도인것으로보인다. 그리고유류보조비는보통 1km당 0.6리터를보조해주거나 1km당 500~600원의정액을보조해준다. 이는현재레미콘트럭의연비와거의비슷한수준이다. 그러면 1회전당보통 12,000~14,000원정도의유류보조비를받는다. 그러므로가장적게받는경우로보면단가 28,000원에유류보조비 12,000원을더하여 1회전당 40,000원정도이며, 가장많이받는경우로보면단가 35,000원에유류보조비 14,000원을더하여 1회전당 49,000원정도가된다. 2001년파업이전의단가수준인 24,000~27,000원과비교해보면약 80% 가인상된것이다 ( 정인수外, 2007; 최윤영外, 2008). 운반비의지급은매월 1일부터말일까지운반한물량을레미콘기사가제출한청구서를회사의검수량과대조, 정산한후익월에지급하는것이보통이다. 2)

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 63 3. 골프장경기보조원의특성 골프장경기보조원은회사의사업조직적구성부분으로편입되어있고회사에의한지시와복종관계가일반근로자와다를바없이전개되고있기때문에일반근로자와다름없는근로자로인정된다 ( 최윤영外, 2008). 이들은단순경기보조외에신속한 경기운영독려업무 를수행하는데, 이는골프장의수입증대를위하여본질적으로중요한업무이다. 회사는이와같은업무를지시하고또한경기보조원이이를준수하고있는지감독하기위하여정규직원에의한감시체제를운영하고있다. 또경기보조원은수수료 ( 캐디피 ) 를지급받아주된수입원으로하고있지만, 매일골프장에대기하여순번에따라고객팀을배정받아근로한다는점과, 휴가도회사의허락에의해서이루어지고있다는점, 일종의징계제도인벌당제에의하여경기보조업무와무관한골프장의청소와잔디보호작업등을해야하는점등을통해서볼때경기보조서비스외에회사에사실상취업되어, 회사업무에편입되어있으며일반근로자와다를바없는지휘명령관계에있음을보여주고있다. 그리고모집의형태가학원을통하는경우가많지만실질적으로는회사에서모집하는실질을갖추고있다. 또한골프장경기보조원의경우소득의대부분은캐디피이다. 캐디피의액수는골프장마다다르다. 골프장은회원수를몇명확보하느냐에따라등급이정해진다. 회원이적으면예약하기가수월하므로등급이높고, 반대로회원이많으면예약하기가그만큼어려워지므로등급이낮아지게된다. 캐디피도골프 2) 레미콘운송종사자에대하여 IMF 외환위기이후레미콘업체의도산과건설경기의침체에따른안정적인장치마련을위한 노동관계법상의근로자성 을요구하고있다. 하지만이것은대법원의판례를통하여그지위가부인되고있다. 그리고레미콘제조업체대부분이영세한중소기업자들로운반사업자의근로자성이인정된다면, 매년반복될집단운송거부등으로레미콘산업의환경이현재보다더욱열악해도산할우려가높다. 현재는회사와직원이실질적종속관계가아닌계약서상대등한관계이다. 전국레미콘운송협회의확인에의하면, 전국레미콘운송협회의회원자수가 8,000 명이며, 노동조합주장의활동사업장이 45 개라는데대하여확인하기가어려우며, 실제로활동하는것으로 15 여개미만으로추정한다. 여기서 전국건설운송노조 의경우운반업자스스로노동자라고주장하는반면, 전국레미콘운송협회 는스스로사업자임을주장하고있다. 여기서전국레미콘운송협회보다전국건설운송노조는전체운반사업자에있어그대표성을상당히결여하고있다고볼수있는실정이다.

64 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 장등급에따라 70,000만원부터 80,000만원, 90,000만원, 10만원까지차등화되어있다. 3) 캐디피는자영사업자인경기보조원의자유활동에따른대가이다. 법적인제한이있지않은이상독립사업자는독자적인사업주체로서자신의서비스에대한가격을결정할수있는것이원칙이기때문이다. 실제경기보조요금의결정은노무가공급되는골프장과노무를직접사용하는고객그리고노무의공급자인경기보조원이함께결정하는방식이되어야할것이며, 그중에서도고객과경기보조원이주된교섭의당사자가되어야할것이다. 그러나본연구의설문조사및면접조사결과 ( 최윤영外, 2008) 실제로는골프장이사실상직접결정하고있으며, 노무의가격을일방적으로결정하는것은골프장의사용자성을보여준다고할수있겠다. Ⅳ. 연구의대상및모형의설정 1. 자료의특성 본연구에서실증적분석을위해근로복지공단의 2007년 특수형태근로자소득실태조사 분석 의원자료 (raw data) 4) 중골프장경기보조원과레미콘운송자를대상자료로사용하였다. 본연구를위한자료수집은구조화된설문지 (Structured Questionaire) 를바 3) 예를들어, A 골프장경기보조원의수입은캐디피 8 만원으로하루몇라운드에투입되는가에달려있다. 성수기때는보통하루에 1~2 라운드로월평균 200 만 ~250 만원정도, 비수기때는한달에 4~5 라운드해서 30 만원정도이며, 전체연봉으로환산하면 1,500 만 ~1,800 만원정도가된다. B 골프장의경우에는 A 골프장의경우보다낫다. 소득이월평균 180 만 ~200 만원인데성수기에는최고 240 만원에이르고, 연봉으로는약 2,000 만 ~2,400 만원정도된다. 그러나강한노동강도로인하여무릎관절을다친경기보조원이많다 ( 정인수外, 2007, 최윤영外, 2008). 4) 조사대상은전국 16 개시도의각종사자현황 (2007 년 11 월현재 ) 을토대로비례층화추출법에의해선정하였다. 자료수집방법으로활용된방문면접조사는근로복지공단소속각지사의실태조사요원을선별하여실시하였으며, 조사실시전에현장조사관련사전교육을의무이수토록하였다. 조사기간은 2008 년 1 월 3 일 ~1 월 15 일 (2 주 ) 에걸쳐서진행되었고, 조사대상표본은총 2,069 명이며, 본조사의허용오차는 95% ±2.14% 이다.

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 65 탕으로조사대상자를직접방문하여면접설문조사를통해이루어졌다. 총조사대상 2,069명중실제로설문조사에참여한대상은 94.59% 에해당하는 1,957명이었다. 각직종별로보면, 레미콘운송종사자는총 107명중 107명이참여하여 100.00% 의비율을보였고, 골프장경기보조원은총 160명중 134 명으로 83.75% 로나타났다. 보험설계사는총 1,090명중 1,027명으로 95.09%, 학습지교사는총 721명중 689명으로 96.77% 으로나타났으나, 본연구에서는분석의대상을앞서설명한바와같이레미콘운송종사자와골프장경기보조원만을대상으로하였다. 조사대상의특성을살펴보면 < 표 4> 및 < 표 5> 와같다. 먼저레미콘운송종사자를살펴보면, 성별은응답자전체가남성이었으며, 연령은최소 24세에서최대 60세로서평균 45.15세였다. 연령대별로는 30대이하 17명 (16.19%), 40대 59명 (56.19%), 50대이상 29명 (27.62%) 으로나타났다. 학력수준은중졸 ( 중퇴포함 ) 14명 (13.33%), 고졸 ( 중퇴포함 ) 85명 (80.95%), 대졸 ( 중퇴포함 ) 6명 (5.71%) 이었다. 응답자들의 91.51%(97명 ) 가기혼상태였으며, 이들중맞벌이를하는경우는 36.46%(35명 ) 로조사되었다. 레미콘운송종사자는관련업종총경력이평균 130.36개월로약 10년 10여개월이었는데, 최소 12개월 (1년) 에서최대 360개월 (30년) 로응답자의편차가매우크게나타났다. 또한근무지는대도시 23명 (23.56%), 중소도시 57명 (63.33%), 군부 10명 (11.11%) 으로도시권역소재가많았다. 골프장경기보조원의경우, 골프장경기보조원의성별은남자 5명 (3.76%), 여자 128명 (96.24%) 으로압도적으로여자가많았다. 연령은최소 20세부터최대 54세까지로평균 31.38세였으며, 연령대별로는 20대 57명 (42.54%), 30대 66명 (49.25%), 40대 11명 (8.21%) 으로나타났다. 응답자의학력수준은고졸 ( 중퇴포함 ) 66명 (50.38%), 대졸 ( 중퇴포함 ) 65명 (49.62%) 이었으며, 혼인여부는기혼 34명 (25.95%), 미혼 91명 (69.47%), 이혼 6명 (4.58%) 로나타났고, 맞벌이를하는응답자는 55.81%(24명 ) 이었다. 근무지도시화수준은대도시 1명 (0.93%), 중소도시 80명 (74.07%), 군부 27명 (25.00%) 으로중소도시권역소재가많았다. 한편, 응답자들의관련업종총경력은최소 6개월에서최대 204개월 (17년) 로, 평균 62.13개월 ( 약 5년 2개월 ) 로나타났다.

66 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 표 4> 레미콘운송종사자와골프장경기보조원의일반적인특성 성별 연령대 학력수준 혼인여부 맞벌이여부 근무지 레미콘운송종사자 골프장경기보조원 응답빈도 % 응답빈도 % 남자 106 100.00 5 3.76 여자 0 0.00 128 96.24 30대이하 17 16.19 57 42.54 40대 59 56.19 66 49.25 50대이상 29 27.62 11 8.21 고졸 ( 중퇴포함 ) 99 94.29 66 50.38 대졸 ( 중퇴포함 ) 6 5.71 65 49.62 기혼 97 91.51 34 25.95 기타 9 8.49 97 74.05 예 35 36.46 24 55.81 아니오 61 63.54 19 44.19 대도시 23 25.56 1 0.93 중소도시 57 63.33 80 74.07 군부 10 11.11 27 25.00 < 표 5> 레미콘운송종사자골프장경기보조원의연령및경력 레미콘운송종사자 응답수 최소 최대 평균 표준편차 연령 [ 세 ] 105 24 60 45.15 6.54 총종사경력 [ 개월 ] 104 12 360 130.36 71.09 현사업장경력 [ 개월 ] 101 12 300 84.33 65.02 골프장경기보조원 응답빈도 최소 최대 평균 표준편차 연령 [ 세 ] 134 20 54 31.38 5.64 총종사경력 [ 개월 ] 127 6 204 62.13 40.52 현사업장경력 [ 개월 ] 126 1 204 40.37 36.92 2. 모형설정및변수설명 가. 모형설정 : 소득함수의도출 개인의적정소득수준의결정은개인의효용함수의극대화내지는미래수익

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 67 의현재가치를통하여결정할수있다 (Rosen, 1977; Card, 1999). 논의를위해서미래수익의현재가치인 DPV(Discount Present Value: 이하 DPV) 의극대화과정을간략히살펴보면다음과같다. 5) 교육수준을 s, 이에따른소득을 y(s) 라고할때, 교육투자로인해미래소득의현재가치인 V(s) 는다음과같이표시할수있다. (2-1) 여기서 z는교육이외에소득에영향을미치는능력등의변수를나타내고, r은할인율, n은각교육수준에서의최대근로연령을나타낸다. DPV를극대화하기위한 1차조건은다음과같다. 이식을간략히하면다음과같다. 이 1차조건의좌변은추가적인교육으로발생하는한계비용 (marginal cost of additional schooling), 즉일을하지않음으로써잃게되는소득 (opportunity cost of foregone earnings) 이다. 우변은추가적인교육으로인해얻게되는한계이득 (marginal benefit of additional schooling), 즉 y'(s) 를현재가치화한것이다. 한편, 근로자가일정기간 (n) 이지난후에도계속일을한다고가정하면 ( ) 은무시하여도되고, 식 (2-1) 은아래와같이정리된다. (2-2) 5) DVP 의극대화대신개인의효용함수극대화를추구하여도같은 1 차조건에도달할수있다.

68 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 식 (2-2) 는위와는전혀다른가정과도출과정을거친 Mincer(1974) 의임금방정식과매우유사하다. Mincer는모든개인은생애전체에있어같은효용을누리며, 단지어떤개인은초기소득을포기하고교육에투자하여말기에더높은소득을누리게된다는가정에서출발하여다음과같은임금방정식을도출하였다. (2-3) 여기서 는노동시장에서의경력변수이다. 이식은수많은실증분석에서적합도가매우뛰어나다는것이증명되었다 (Heckman and Polachek, 1974; Murphy and Welch, 1990). 그러나앞에서도출된소득함수를실증분석에그대로사용할경우문제가발생할수있다. 개인의능력과교육수준간에는상당한상관관계가존재할뿐만아니라, 같은교육수준에서도능력이있는사람이생산성이더높을것이다. 즉식 (2-2) 에나타난바와같이교육수준만이임금수준을결정하지않는다는것이다. 개인의능력, 성취동기, 가족배경등, 교육이외의변수가고려되어야한다. 그렇지않고 Mincer(1974) 가사용한소득함수식 (2-3) 을추정하여교육의효과를측정한다면교육이소득에미치는효과를과대추정 (overestimate) 하는것이될것이다. 이점을살펴보기위해 ( 식 2-2) 를다음과같이표시하자. (2-4) 여기서 는관찰되지않는능력이라고하자. 는관찰되지않으므로생략 하고교육연수만을가지고 OLS로추정할경우교육연수계수의 probability limit은다음과같아진다. 여기서 는능력 (ability) 을 에대해서 ( 가상적으로 ) 회귀분석할경우 의계수값이다. > 0 이므로만약임금방정식에서 능력 변수를제외하

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 69 고회귀분석을실시할경우, < 이므로교육에대한투자수익률 ( ) 은과대추정 (overestimate) 되게된다. 이같은문제들을제거하기위해서학자들은 ( 관찰불가능한 ) 능력의代변수 (proxy) 가될수있는지능지수 (I.Q.) 를사용하거나, 부모의학력수준을대신사용하거나, 혹은일란성쌍둥이자료를이용하여능력이라는고정효과를제거 (fixed effect method) 하는방법등을사용하고있다. 세번째는식 (2-2) 가적정교육수준을결정하는 1차조건에서도출된것이아니다. 따라서식 (2-2) 혹은식 (2-3) 을사용한실증분석은교육수준 (s) 이외생적으로주어진것이다. 그러나실제교육수준의결정은내생적으로결정될가능성이높다는점이다. 6) 본연구의실증분석에서는레미콘운송종사자와골프장경기보조원을중심으로특수형태근로종사자의총소득에어떤요인이영향을미치는지를살펴보고자한다. 따라서본연구의실증분석에서는특수형태근로종사자를대상으로소득함수에교육연수 ( 혹은교육연수의제곱 ), 경력, 경력의제곱등을포함시켜회귀분석을실시하고, 특수형태근로자의임금소득에영향을미치는변수들로교육연수이외의개인의특성 ( 성별, 연령 ), 가족배경 ( 맞벌이유무, 자녀수 ), 기타특성 ( 근무지 ( 지역적특성 ), 상해보험가입유무, 산재보험적용인지유무 ) 등을고려하여분석하였다. 7) 여기서특수형태근로종사자의노동공급을나타내는근로시간역시임금소득에중요한영향을미치는변수라고할수있지만이역시내생성의문제를가질수있으므로이문제를해결하기위해종속변수는특수형태근로종사자의연간임금소득의대수치를사용하였다. 6) 이밖에도 selectivity bias 문제, cohort 문제등이있을수있으나여기서는논하지않겠다. 7) 본실증분석에사용되는소득함수는전통적인 Mincer 류의소득함수에서생략되고있는능력변수로인하여발생하는능력편의 (ability bias) 문제를해결하기위하여가족배경 (family background) 등의변수를통제한후소득함수를추정하여야한다. 개인의능력, 성취동기, 가족배경등교육이외의변수가고려되어야한다. 그렇지않고 Mincer(1974) 가사용한소득함수를추정한다면효과가과대추정 (overestimate) 되는것이다. 가족배경을나타내는변수로부모의학력이나소득등을사용할수있으나, 자료의한계로인하여맞벌이유무와자녀수를사용하였다. 이러한문제점을극복하기위해서는향후자료의보완과지속적인축적이필요하다.

70 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 또한상기변수들은주로노동시장의공급측면인인구통계학적변수로구성한것이다. 노동시장의수요측면의변수로서고용형태, 사업체규모, 산업및직종등을고려해볼수있으나, 레미콘운송종사자와골프장경기보조원에대한산업및직종은서비스업과서비스직이며, 고용형태가애매하고사업체규모등을정확히알수없는자료의한계로인하여변수로사용하지않았다. 나. 변수의설명 8) 1) 소득레미콘운송종사자의경우연평균소득은연평균총운반비에서업무관련지출비용을뺀금액을사용하였다. 9) 그동안의특수형태근로종사자는근로자가아닌자영사업자로간주하는것이일반적인법해석이었다. 그러므로이들의소득을임금으로간주하거나표현할수없는한계가있다. 따라서특수형태근로종사자의수입을임금으로표현하는대신소득으로표현하는것이다른법체계와의일관성을유지하고불필요한오해를없애기위해바람직하다 ( 이승렬外, 2005). 여기에서소득이라함은특수형태근로종사자가제공하는서비스에대해회사또는고객이지불하는금품 ( 이하수입이라고한다 ) 에서서비스제공을위해발생하고특수형태근로종사자본인이부담하는비용을제외한금액으로정의하고자한다. 특수형태근로종사자들의소득은직종에따라차이가있다. 이때레미콘운송종사자의연평균업무일수는최소 6일에서최대 351일까지평균 293.04일이었다. 연평균총운반비 ( 사업소득 ) 는평균 3,663.10만원으로최소 380만원에서최대 6,500만원까지응답자간에편차가크게나타났으며, 8) 본연구에서구성한변수는한국의선행연구또는문헌연구가매우부족하며, 이와관련한문헌자료가미비하여연구자가외국의자료와유관기관, 관련학계인사등과의면접조사등을통하여개념, 조작화한변수들을사용하였다. 9) 연평균소득을사용한것은월급, 주급, 일급, 수시등지급하는방식이다르기때문이며현사업장에서지급하는총소득에대한산정방식은운반량에따라지급하는경우, 루베 (1 m3 ) 로계산하는성과급의형태등으로달라지기때문이다. 또한레미콘운송종사자들에게가장일이많은성수기는 10월 (31명, 32.0%) 과 5월 (20명, 20.6%), 11월 (17명, 17.5%) 이었으며, 가장일이적은비수기는 1월 (48명, 50.%), 2월 (37명, 38.5%) 로조사되어월단위급여가다르므로연평균소득을사용하였다.

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 71 월평균총운반비 ( 사업소득 ) 는평균 319.37만원이었는데최소 120만원부터최대 500만원의월소득을보였다. 또한, 레미콘운송종사자들의연평균업무관련지출비용은평균 1,372.32만원으로조사되었다. 연평균총사업소득에서연평균업무관련지출비용을뺀연평균순사업소득은평균 2,352.70만원으로나타나총사업소득과비교하여대략 35.18% 의비용이업무와관련하여지출되고있는것으로산출되었다. 골프장경기보조원의연평균총소득액 ( 사업소득 ) 은 10) 평균 2,203.06만원으로최소 750만원에서최대 4,000만원까지응답자간에편차가크게나타났으며, 연평균업무관련지출비용은평균 186.86만원으로집계되었고, 연평균총사업소득에서연평균업무관련지출비용을제외시킨연평균순사업소득은평균 2,018.96만원으로나타나총사업소득과비교하여대략 8.36% 의비용이업무와관련하여지출되고있었다. < 표 6> 레미콘운송종사자의소득 응답빈도최소최대평균표준편차 연평균총운반비 ( 사업소득 ) [ 만원 ] 연평균업무관련지출비용 [ 만원 ] 105 380.00 6,500.00 3,663.10 1,213.26 99 0.00 4,000.00 1,372.32 922.49 < 표 7> 골프장경기보조원의소득 응답빈도최소최대평균표준편차 연평균총소득액 ( 사업소득 ) [ 만원 ] 연평균업무관련지출비용 [ 만원 ] 134 750.00 4,000.00 2,203.06 490.18 122 0.00 800.00 186.86 187.95 10) 연평균소득을사용한것은주급, 일급, 수시등지급하는방식이다르기때문이며현사업장에서지급하는총소득에대한산정방식은고정급, 라운딩횟수에따른성과급 ( 캐디피 ) 의형태등으로달라지기때문이다. 또한캐디피는주로회사에서결정되고있었으며 (108 명, 80.60%), 고객이직접지급 (117 명, 87.31%) 하고있었다.

72 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 2) 경력응답자의관련업종총경력을변수로활용하였다. 11) 레미콘운송종사자는관련업종총경력이평균 130.36개월로약 10년 10여개월이었는데, 최소 12개월 (1년) 에서최대 360개월 (30년) 로응답자의편차가매우크게나타났으며, 특히 108개월 (9년) 에서 126개월 (10.5년) 구간에가장많은 18명이분포하였다. 3) 교육연수교육수준이소득수준에어떠한영향을미치는지검정하기위한변수이다. 학력수준을교육연수로환산하여사용하였다. 레미콘운송종사자의학력수준은중졸 ( 중퇴포함 ) 14명 (13.33%), 고졸 ( 중퇴포함 ) 85명 (80.95%), 대졸 ( 중퇴포함 ) 6 명 (5.71%) 이었다. 골프장경기보조원의학력수준은고졸 ( 중퇴포함 ) 66명 (50.38%), 대졸 ( 중퇴포함 ) 65명 (49.62%) 이었다. 4) 기타변수기타변수로는교육연수이외의개인의특성 ( 성별, 연령 ), 가족배경 ( 맞벌이유무 12), 자녀수 ), 기타특성 ( 근무지 ( 특별시 광역시여부 ), 상해보험가입유무, 산재보험적용대상인지유무 ) 등을사용하였다. 소득에대해성별로차이가있는지를분석하기위하여 t-test를하였다. t 통계량값은 2.373, 자유도는 212이었다. p-value가 0.019로, 매우유의한값이나왔음을확인할수있었다. 따라서성별이다른집단간의임금차가없다는귀무가설을기각하고성별에따른연봉의차이가존재한다는결론을내릴수있었다. 13) 11) 노동시장에서실제관찰불가능한경우, 실제 연령 - 교육연수 -6 을사용한다 (Hunger and Solon, 1987). 이식은실제수많은실증분석에서적합도가뛰어나다는것이입증되었다 (Heckman and Polachek, 1974; Murphy and Welch, 1990). 12) 여기서가족배경 ( 혼인유무, 맞벌이유무 ) 에대한정보를임금함수추정에사용하는이유는여러가지이다. 첫째, 관찰불가능한능력, 배경등임금에영향을미칠수있는변수대신가족배경변수를임금함수에교육연수와같이포함시키는것이다. 두번째는가족배경변수가당사자의교육연수와높은상관관계를가지지만당사자의노동시장임금소득에는영향을주지않기때문에이를교육연수의도구변수로사용하기도한다. 13) 또한소득에대해업종 ( 레미콘운송기사, 골프장경기보조원 ) 로차이가있는지를분석하기위하여 t-test 를하였다. t 통계량값은 2.613, 자유도는 212 이었다. p-value 가 0.010 으로,

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 73 Ⅴ. 분석결과 특수형태근로종사자의소득에미치는요인을분석하기위하여임금의대수치를종속변수로회귀분석을실시하였다. < 표 8> 특수형태근로종사자의소득에영향을미치는요인분석 독립변수 C ( 상수항 ) 개인의특성 가족배경 기타특성 경력제곱 /100 경력연수 교육연수 교육연수제곱 성별 연령 맞벌이유무 자녀수 근무지 종속변수 :ln( 소득 ) Coefficient (Std. Err.) 8.321737*** (0.4900501) 0.1205718 (0.1024132) -0.03196 (0.0268162) 0.2314541** (0.0948552) -0.0101039** (0.004184) -0.2938439** (0.1360927) -0.0225703*** (0.0084827) -0.0926543 (0.0955349) 0.043433 (0.0676092) -0.0419238*** (0.0147321) -0.2076132** (0.0997523) -0.0510018 (0.0917469) Prob>F 0.2408 R 2 0.1684 상해보험가입여부 산재보험적용인지유무 주 : *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 유의수준에서통계적으로유의미함. 매우유의한값이나왔음을확인할수있었다. 따라서업종이다른집단간의임금차가없다는귀무가설을기각하고업종에따른연봉의차이가존재한다는결론을내릴수있었다. 위의 < 표 6> 과 < 표 7> 에서보듯이보면레미콘운송기사의연봉평균 (3,663) 보다골프장경기보조원의의연봉평균 (2,203) 이더높음을알수있었다.

74 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 앞의 < 표 8> 은레미콘운송종사자와골프장경기보조원전체의회귀분석결과이다. 특수형태근로자의소득에미치는요인으로는교육연수, 교육연수제곱, 성별, 연령, 근무지, 상해보험가입유무가통계적으로유의한것으로나타났다. 즉교육연수가증가할수록 ( 추가적인교육연수에따른한계수익률이교육수준이높을수록일정연도이후부터는감소하는것으로나타났다 ) 젊을수록소득에긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 또한남성이소득에더긍정적인영향을미치는것으로나타났으며, 근무지가광역시가아닐수록상해보험에가입하지않은사람인경우소득이증가하는것으로나타났다. 실제경력연수는통계적으로유의하지않았다. 이는특수형태근로자의노동시장에서개인의경력이소득에제대로반영되지못한다는것을의미하는것으로해석할수있다. < 표 9> 는레미콘운송종사자와골프장경기보조원의각각의소득에미치는요인을비교분석한것이다. 레미콘운송종사자의소득에영향을미치는요인을분석한결과근무지와상해보험가입여부가통계적으로유의한것으로나타났다. 교육의투자수익률에해당하는교육연수및경력연수는통계적으로유의하지않았다. 이는레미콘운송종사자의경우노동시장에서개인의경력이소득에제대로반영되지못한다는것을의미하는것으로해석할수있다. 근무지가광역시가아닐수록소득이증가하였으며, 상해보험에가입자가소득이낮은것으로나타났다. 이는레미콘운송종사자의대부분이남성이고, 재해율이높은직종이라는것을감안할때, 소득결정에있어상해보험가입유무가중요한변수가될수있다는점을보여주는결과라하겠다. 골프장경기보조원의경우소득에영향을미치는요인을분석한결과교육연수, 연령, 자녀수, 근무지가통계적으로유의한것으로나타났다. 교육의투자수익률에해당하는교육연수의계수는 0.16으로나타났으나교육연수의제곱은 -0.006으로교육연수가증가할수록 ( 추가적인교육연수에따른한계수익률이교육수준이높을수록일정연도이후부터는감소하는것으로나타났다 ). 또한골프장경기보조원의경우경력연수가노동시장에서개인의경력이소득에제대로반영되지못한다는것을의미하는것으로해석할수있다. 연령이어릴수록근무지가특별시 광역시가아닐수록소득에긍정적인영향을미치

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 75 < 표 9> 레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득에영향을미치는요인분석 독립변수 C ( 상수항 ) 개인의특성 가족배경 기타특성 종속변수 :ln( 소득 ) 레미콘운송종사자 Coefficient (Std. Err.) 8.443362*** (2.433816) 경력제곱 /100 0.1946196 (0.1429521) 경력연수 -0.0552403 (0.0397858) 교육연수 0.2699557 (0.3641134) 교육연수제곱 -0.0131056 (0.0147325) 연령 -0.0196227 (0.012137) 맞벌이유무 -0.1837326 (0.1397704) 자녀수 0.0064362 (0.1092658) 근무지 -0.0389124** (0.0187253) 상해보험가입여부 -0.246653* (0.1422695) 산재보험적용인지유무 -0.0264479 (0.1349168) Prob>F 0.2408 0.0335 R 2 0.1684 0.4834 골프장경기보조원 Coefficient (Std. Err.) 8.335205*** (0.3765609) -0.1094938 (0.2523506) 0.001781 (0.0446998) 0.1650463** (0.0658202) -0.0061525** (0.0028689) -0.0324807** (0.0093465) -0.0265412 (0.113849) 0.1307447** (0.0674274) -0.0512653* (0.025351) -0.1077757 (0.0999757) -0.1516519 (0.0947639) 주 : *, **, *** 는각각 10%, 5%, 1% 유의수준에서통계적으로유의미함. 는것으로나타났다. 특히레미콘운송종사자와비교될수있는변수는자녀수이다. 골프장경기보조원의경우자녀수가많을수록소득이증가되는것을알수있었는데, 이는골프장경기보조원의대부분이여성이라는점을감안할때, 소득결정의자녀수가중요한변수가될수있다는점을보여주는결과라하겠다. Ⅵ. 결론 본연구는레미콘운송종사자와골프장경기보조원의특수형태근로가상이한

76 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 점에주목하여두근로집단간의특징및소득에영향을미치는요인을미시적자료에의한분석에기초하여비교하여보았다. 대체로레미콘운송종사자와골프장경기보조원의경우, 특수형태근로의비중이지속적으로증가하고있음은각종관련통계로부터재차확인되는사실이었다. 그러나성별로는비중이확연히다름을알수있었다. 레미콘운송종사자와골프장경기보조원전체의소득에영향을미칠수있는요인들을살펴본결과에서는성별, 교육연수, 연령, 근무지가영향을미치는것을알수있었다. 그러나레미콘운송종사자와골프장경기보조원을각각나누어서실증분석한결과, 레미콘운송종사자의경우는근무지와상해보험가입유무만이소득에통계적으로유의미한영향을미치는결과를얻었다. 상해보험가입자가소득이낮다는결과는레미콘운송종사자가재해발생률이높은고위험직종에종사하며소득또한낮다는것으로해석할수도있을것이다. 그러나상해보험가입유무는상해로인한소득상실또는치료비를보상해주는역할을하므로 1차적소득의결정요인인지에대해서는추가적검증이필요할것이다. 골프장경기보조원의경우근무지이외에연령, 교육연수, 자녀수가소득에영향을미치는것으로나타났다. 상기의결과는선행연구에서분석한바와같이임금근로자와자영자공히임금과소득에교육연수, 연령이영향을미치는것처럼특수형태근로자인레미콘운송종사자와골프장경기보조원또한소득을결정하는데교육연수와연령이영향을미치는것을알수있었다. 그러나자영자의경우남성은남성임금근로자와같은교육연수, 연령, 경력등의변수들이통계적으로유의한것으로나타났으며, 여성의경우지역과고용주여부가임금에영향을미치는것으로나타난것처럼특수형태근로자를업종에따라분석한결과레미콘운송종사자의경우는근무지와상해보험가입여부가골프장경기보조원은연령, 교육연수이외에자녀수가소득에영향을미치는것으로나타났다. 본연구에서는비록완전한추정치를구하는데한계를내포하고있으나, 관찰불가능한능력을정확히측정하기전에는완전한추정치를구한다는것에대한기대치가낮을수밖에없다. 따라서향후보다변수들의관계에대한보다

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 77 새롭고논리적인설정및업종에따른다각화등의문제가반영할경우본연구의결과보다향상된결과를얻을수있을것이다. 이러한제약점을감안할때, 본연구는특수형태근로종사자의노동시장을비교분석하는 1차적인시도라는점에의의를가지고있다. 레미콘운송종사자와골프장경기보조원에대한기초자료를수집하여분석을수행하고이들의소득결정요인을체계적으로분석한것은이후분석을위한중요한선행연구로의미를지닐수있을것이다. 또한이시도가더욱큰의미를가지기위해서는연구자들의지속적인관심과더불어많은통계적자료의축적이필요하다할수있다. 참고문헌 금재호. 노동시장이중구조와성차별 : 직종분리를중심으로. 제3회한국노동패널학술심포지엄, 2001. 금재호외. 자영업노동시장의현상과과제. 한국노동연구원, 2003. 김소영. 특수고용형태여성노동자보호를위한정책적법적개선방안. 한국노동연구원, 2000. 김소영 김태홍. 종사자로보기어려운여성취업자의실태및개선방안. 노동부여성정책자료 3, 1999. 김영두. 특수고용직종사자실태조사결과분석. 노동사회 119호, 한국노동사회연구소, 2007. 김영문. 특수형태근로종사자의산재보호방안. 한국사법학회정기학술대회발표논문, 2007. 김형배 박지순. 근로자개념의변천과관련법의적용. 한국노동연구원, 2004. 노사정위원회. 산업재해보상보험제도개선방안논의자료. 노사정위원회, 2007. 박수근. 특수형태근로종사자에대한노조법상종사자성인정여부에대한논의. 노사정위원회특수형태근로종사자관련자료집. 2003.. 레미콘운송기사와경기보조원의종사자성에관한검토. 한국노동법

78 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 학회, 노동법학 14 (2000): 21~52. 박찬임. 산재보험적용확대방안연구 ( 자영업자, 특수형태근로종사자를중심으로 ). 한국노동연구원, 2002. 서병선 임찬영. 한국근로자의직종선택과성별임금격차. 제2회한국노동패널학술심포지엄, 2000. 안주엽. 특수고용관계종사자실태조사. 한국노동연구원, 2002. 안주엽 남재량 이인재 성지미 최강식. 노동과차별 II: 인식과실제. 한국노동연구원, 2007. 윤조덕외. 비정규직근로자산재보험적용실태와특수형태근로종사자에대한적용확대. 한국노동연구원, 2004. 이승렬외. 특수형태근로종사자에대한산재보험적용확대연구 2. 한국노동연구원, 2005. 이승렬 최강식. 자영업부문에대한한일비교연구. 노동정책연구 7(4) (2007): 59~109. 이인재외. 특수형태근로종사자에대한노동법적보호방안의사회경제적효과분석. 한국노동연구원, 2007. 정성미. 여성재취업고용형태결정요인에관한분석. 한국노동연구원, 노동리뷰 1 (15) (2006. 3): 39~50. 정인수외. 특수형태근로및관련업종의실태 쟁점 정책과제. 한국노동연구원, 2006. 조용만. 고용차별규제법의가능성과한계에대한토론문-차념개념에관한국제기준. 한국노동법학회학술대회자료집, 2003. 조준모. 교육산업종사자효율적보호방안-학습지교사중심으로. ( 주 ) 중앙경제, 2004.. 특수형태근로보호에관한법경제학적소고 : 보험설계인, 골프경기보조원및학습지교사에관한실증분석. 노동정책연구 3 (1) (2003): 31~65.. 특수형태근로종사자보호에관한경제학적이해. 도서출판해남, 2007. 최강식 정진호. 한국의학력간소득격차추세및요인분해. 노동경제학회

특수형태근로부문의레미콘운송종사자와골프장경기보조원의소득결정요인에관한연구 ( 조선주 최윤영 ) 79 월례발표논문, 2002. 최윤영 조선주 이종환 김자영, 특수형태근로종사자소득실태조사. 근로 복지공단연구용역보고서, 백석대학교산학협력단, 2008. 황수경. 직종특성과성별직종분리 : 미국노동시장의사례를중심으로. 노 동정책연구 (2001년 가을호 ): 1~30. Ashenfelter, Orley & Cecilia E. Rouse. Income, Schooling and Ability: Evidence from a New Sample of Identical Twins. Quarterly Journal of Economics 113(1998): 253~284. Atkinson, John. Flexibility or Fragmentation? The United Kingdom Labour Market in the Eighties. Labour and Society, 1987. Becker, G. S. Human Capital. New York: NBER, Columbia University Press, 1974. Heckman, J. J. & Polachek, S. Empirical Evidence on the Functional Form of the Earnings-Schooling Relationship. Journal of American Statistical Association 69(1974): 346. Lam, D. Marriage Markets & Assortative Mating with Household Public Goods: Theoretical Results and Empirical Implications. Journal of Human Resources 23(1988): 462~487. Tullock, Gordon. The Welfare Costs of Tariffs, Monopolies and Theft. Western Economic Journal 5(1967): 224~232.

80 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 abstract An Analysis on the Workers in Special Employment Sun Joo Cho Yun Young Choi The aim of this paper is to provide an overview of worker's in special employment's income level and states with an emphasis on determinants of their income. Because of the Supreme Court does not recognize workers in special employments as those defined as workers by the Labor Standard Act, 'Measures to apply industrial accident compensation insurance to workers in special employment' need to be come up with. The empirical analysis in this paper shows the followings: It is estimated that private accident insured, young, high-educated people result in higher income. But, several questions merit discussion. This paper lays the foundation for future works on improving policies of worker's in special employments. Keywords : special employments, gender, income.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 81 노동정책연구 1) 2008. 제8 권제4 호 pp.81~118 c 한국노동연구원 연구논문 회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 양형우 ** 채무자인회사에대하여회생또는파산절차가개시된경우, 기존의근로관계에관해서는노동법과채무자회생법이적용되지만, 노동법상근로자보호의원칙과채무자회생법상공정 형평의원칙및채권자평등의원칙사이에충돌이발생하므로, 이를조정할필요가있다. 특히임금은통상생계유지의수단으로활용되지만, 근로자의임금채권발생시기가회생 파산절차개시전후인지묻지않고임금전액에대해회생 파산채권보다우선변제를인정하고있는데, 이는채권자평등의원칙에반할수있으므로, 독일도산법과일본파산법및일본회사갱생법과같이일정범위의임금채권에대해서만공익 재단채권으로취급하는것을입법적으로검토할필요가있다. 또한해고의법적근거에대해서학설의다툼이있지만, 관리인 파산관재인은채무자회생법제 119 조, 제 335 조에의하여근로자를해고할수있고, 여기에는근로기준법상해고의제한법리가그대로적용된다고할것이다. 그밖에단체협약의해지를금지한회생절차와달리파산절차에는명문의규정이없어파산관재인이단체협약을해지할수있는지에대하여학설의다툼이있지만, 단체협약중규범적부분은강행적 보충적효력이인정되고, 채무적부분은쌍무계약과달리당사자의채무가견련관계에있지않으므로파산관재인은제 335 조에의하여단체협약을해지할수없다고할것이다. 핵심용어 : 근로계약, 단체협약, 회생 파산절차개시로인한근로관계, 근로계약의해지 논문접수일 : 2008 년 11 월 14 일, 심사의뢰일 : 2008 년 11 월 27 일, 심사완료일 : 2008 년 12 월 12 일 * 홍익대학교법학과교수 (jurahw@naver.com)

82 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 I. 머리말 근로관계는근로자와사용자사이의근로계약에의하여일정기간존속하게되며, 일정한사유에의하여소멸된다. 그렇다면기업이파산선고를받거나회생절차개시결정 ( 소위법정관리 ) 을받는경우, 기존의근로관계에어떠한영향을미치는지가문제이다. 이에대한법률로는노동법, 민법및채무자회생및파산에관한법률 ( 이하 채무자회생법 이라한다 ) 등이있다. 그런데노동법과채무자회생법은그목적및적용대상을달리하기때문에사업의계속에현저한지장이초래된경우, 노동법상임금채권보장, 해고의자유에대한제한등근로자보호의원칙과채무자회생법상공정 형평의원칙및채권자평등의원칙사이에충돌이발생하며, 이를조정할필요가있다. 특히채무자인회사에회생 파산절차가개시된경우, 근로관계와관련하여관리인 파산관재인을사용자로볼수있는지, 해고의법적근거는무엇이며관리인 파산관재인에의한해고에노동법상해고제한법리가적용되는지여부가문제이다. 또한민법제663조는사용자가파산한경우근로자와파산관재인모두에게고용계약의해지권을인정하고있는반면에채무자회생법제119조, 제335조 1) 는관리인 파산관재인에게고용계약의해지권을인정하고있고, 근로기준법제23조제1항은사용자의해고의자유를제한하고있기때문에해고의법적근거를어떻게조화롭게해결할수있을지가문제이다. 2) 그밖에회생 파산절차가개시된채무자 ( 회사 ) 의영업이 1) 이하법률명칭없이법조문만을표시한것은 채무자회생및파산에관한법률 의해당법조문을가리킨다. 2) 근로자의재산에회생 파산절차가개시된경우에관리인 파산관재인이제 119 조, 제 335 조에의하여사용자와채무자 ( 근로자 ) 사이의근로계약을해제 해지할수있는지가문제이다. 생각컨대근로자의재산에대한회생 파산절차개시는근로기준법이정한해고사유에해당하지않으며, 절차개시그자체는근로자의사용자에대한근로제공의무의이행에아무런지장을초래하지않는다는점, 제 119 조, 제 335 는상대방의보호 절차의원활한진행및채무자의회생을도모하기위하여관리인 파산관재인으로하여금유리한방향으로선택하여미이행쌍무계약을처리하도록한것이며, 근로자의사용자에대한근로제공은이러한입법취지에반하지않는다는점, 근로계약은그성질상일신전속적인것이므로근로자의자유의사가존중되어야하며, 절차개시라는사실만으로근로자의의사에

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 83 양도된경우, 양수인은근로관계의이전과함께양도인이부담해야할근로계약상의채무를승계하는지, 퇴직금산정의경우에영업양도전후를통산하여근속연수를산정하여야하는지, 채무자회생법에특별한규정이없는한회생 파산절차가개시된회사의집단적근로관계에노동조합및노동관계조정법 ( 이하 노동조합법 이라한다 ) 이그대로적용되는지, 관리인 파산관재인은제119조, 제 335조에의하여단체협약을해지할수있는지가문제이다. 한편근로자의재산에대하여회생 파산절차가개시된경우의근로관계등에대해서는다음에고찰하기로하고, 여기서는기존의도산관련법을물리적통합에그친우리채무자회생법과달리화학적통합을이룬독일도산법 (Insolvenzordnung) 3) 을제한적범위내에서참조하면서상기의문제점을중심으로검토하고자한다. Ⅱ. 채무자인회사에회생 파산절차가개시된경우의개별적근로관계 1. 개별적근로관계의존속여부 독일도산법제 108 조제 1 항은도산절차 (Insolvenzverfahren) 가개시된경우채 반하여근로계약을해제 해지하는것은채무자회생이라는절차의목적에반하게된다는점을고려할때, 근로자의회생 파산절차에는제 119 조, 제 335 조가적용되지않는다고할것이다. 3) 채무자회생법은구회사정리법 화의법 파산법및개인채무자회생법을통합하여제정되었지만, 회생절차 파산절차및개인회생절차등을별도로규정하는등물리적통합에그치고있다 ( 박승두, 통합도산법분석 ( 법률 SOS, 2005), p.119; 김재형, 도산 3 법의통합의틀, 도산 3 법통합의바람직한방향심포지엄자료, 2003. 8, p.24 도채무자회생법은산발적으로존재하던도산법을화학적으로통합시키지못하고형식적으로한데묶어놓는물리적결합의수준을벗어나지못하고있다고한다 ). 이와달리 1999 년 1 월 l 일부터시행되고있는독일도산법 (Insolvenzordnung) 은구파산법 화의법및통일이후경과규정에의하여동베를린과구동독지역에적용되던공동집행법 (Gesamtvollstreckungsordnung) 을통합하여절차를일원화하는등화학적통합을이루었다 (Fahlbuch, Insolvenzrecht und Anfechtungsrecht, 1.Aufl., 1998, S. 1; Jauernig, Zwangsvollstreckungs- und Insolvenzrecht, 20.Aufl., 1996, 67 I). 따라서 Insolvenz 는회생 파산을포함한의미이고, 현재우리나라에서회생과파산을도산이라는용어를널리사용하고있으므로본논문에서는 Insolvenz 를 도산 으로번역하기로한다.

84 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 무자의고용관계는도산재단 (Insolvenzmasse) 에대하여유효하게존속한다고규정하고있다. 이러한명문의규정이없는우리법에서도채무자의재산에회생 파산절차가개시되더라도기존의근로관계는해소되지않고그동일성이유지되는지가문제이다. 이에관하여학설은회생절차는파산절차처럼채무자의사업을청산하는것이아니라채무자의사업을계속하여그재건을도모하는것을목적으로하는절차이므로, 절차가개시되더라도채무자와근로자사이의근로계약은바로영향을받아당연소멸하는것은아니며, 4) 사용자가파산한경우에도당시까지계속된근로계약이당연소멸하지않고근로자나파산관재인의해지에의하여소멸한다고한다. 5) 생각컨대근로계약은근로자의노무제공의무와사용자의임금지급의무가서로대가적견련관계에있는쌍무계약이며, 쌍무계약에관하여제119조와제335조는채무자와그상대방이모두회생절차개시 파산선고당시에아직그이행이완료하지아니한때에관리인 파산관재인은계약을해제또는해지하거나채무자의채무를이행하고상대방의채무이행을청구할수있다고규정하고있는데, 이는회생 파산절차가개시되더라도기존의근로관계가유지되는것을전제로하고있다는점, 6) 회생절차개시결정이있다고하여법인이해산되는것이아니고, 법인은여전히존속하고회생계획에서해산의시기를정하는경우에한하여해산하게되며, 파산절차가개시된경우에도법인에대한해산과청산절차가진행되지만이를종료하기전까지는법인격을상실하지않는다는점을고려할때, 회생 파산절차개시로인하여근로관계는해소되지않고원칙적으로당사자의모든권리와의무는계속적으로존속한다고할것이다. 4) 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 회생사건실무 ( 상 ) ( 박영사, 2007), p.134; 임채홍 백창훈외, 회사정리법 ( 상 ) ( 한국사법행정학회, 2002), p.379. 5) 선재성, 파산과근로관계, 재판자료제 82 집 : 파산법의제문제 ( 상 ) ( 법원도서관, 1999), p.503; 박승두, 도산절차의진행이근로관계에미치는영향, 인권과정의 2003 년 6 월호, p.88, p.96. 6) Vgl. Baur/Stürner, Zwangsvollstreckungs- Konkurs- und Vergleichsrecht, Band II: Insolvenzrecht, 12.Aufl., 1990, Rdnr. 9.17.

2. 근로계약의해지 ( 근로자해고 ) 회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 85 가. 관리인 파산관재인의사용자로서의지위인정여부 1) 서설회생절차는재정적어려움으로인하여파탄에직면해있는채무자에대하여채권자 주주 지분권자등이해관계인의법률관계를조정하여채무또는그사업의효율적인회생을도모하는제도이고, 관리인은채무자의업무를수행하고그재산을전속적으로관리 처분할권한이있으며소정의기간내에회생계획을작성하여법원에제출하고그계획이관계인집회의의결을거쳐법원의인가를받은때에는그계획의내용을적절히수행하게하기위하여법원이회생절차개시결정과동시에선임하는자이다 ( 제74조 ). 7) 한편파산절차는자연인이나법인이경제적으로파탄에이르러자신의지급능력으로는총채권자에대한채무를완제할수없는지급불능의상태에이른경우, 채무자또는채권자의신청에의하여채무자의전재산을정리 환가하여채무자의재산적이해관계인사이의재산관계를청산하는절차이다. 그리고파산관재인은파산절차의목적달성을위하여법원에의하여선임되는자로서 ( 제355조 ) 파산재단의관리 처분등파산절차상필요한일체의행위를할권한을가진다 ( 제384조 ). 8) 2) 회생절차에서의관리인회생절차개시결정에의하여관리인이선임되거나관리인불선임결정에의하여개인채무자나개인이아닌채무자의대표자를관리인으로보게되면 ( 제74 조 ), 채무자의업무수행권과재산의관리처분권등은관리인에게넘어가게된 7) 회생절차가개시되면법원은관리인을선임하여야하는데 ( 제 74 조제 1 항 ), 현행채무자회생법은채무자의재정적파탄의원인이기존경영자의재산유용 은닉또는중대한책임이있는부실경영에기인하는때, 채권자협의회가요청하는경우로서상당한이유가있는때, 그밖에채무자의회생에필요한때를제외하고는원칙적으로기존경영자를관리인으로선임하도록규정하고있다 ( 제 74 조제 2 항 ). 그리고법원의관리인불선임결정이있으면개인채무자또는법인채무자의대표자를관리인으로본다 ( 제 74 조제 3 항, 제 4 항 ). 관리인의법적지위에관한학설에대해서는, 황경남, 정리회사의관리인, 재판자료제 86 집 : 회사정리법 화의법상의제문제 ( 법원도서관, 2000), p.149 이하. 8) 파산관재인의법적지위에관한학설에대해서는양형우, 파산관재인과통정허위표시에서의제 3 자, 인권과정의, 2008 년 7 월호, p.75 이하.

86 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 다 ( 제56조제1항 ). 가령회생절차개시결정이있으면채무자의재산에관한소송절차는중단되고, 중단된소송절차중회생채권과회생담보권과관계없는것은관리인또는상대방이이를수계하며 ( 제59조 ), 관리인은채무자의재산에관한소송에서원고또는피고가된다 ( 제78조 ). 이와같이회생절차가개시되면채무자의업무수행권과재산의관리처분권이관리인에게이전되기때문에 ( 제 56조제1항 ), 관리인에게사용자로서의지위가인정된다고할것이다. 3) 파산절차에서의파산관재인파산관재인이사용자로서의지위를인정할수있는지여부에관하여, 학설은이를긍정한다. 즉파산관재인에게는근로자에대한해고권이주어져있고, 임금의재원인파산재단에대하여관리처분권을장악하고있으며파산선고후의임금도재단채권으로서이를지급할의무가있으므로파산관재인을근로계약의사용자로보는견해, 9) 파산절차에서의근로관계는기업의법인성이유지되는한그대로존속하고경영의대표자인파산관재인이사용자로서의책임을진다는견해, 10) 근로자에대한임금채권이재단채권으로되는점, 관재인의단체교섭의무등의문제와관련하여논리적일관성이요구되는점등을고려하면관재인이파산재단의관리기구로서사용자의권한을행사한다는견해가있다. 11) 생각컨대파산이선고되면채무자가파산선고당시에가진모든재산 12) 과파산선고전에생긴원인으로장래에행사할청구권은파산재단을구성하며 ( 제 382조 ), 채무자는파산재단에속하게된자신의재산에관하여관리 처분권을상실한다 ( 제384조 ). 파산관재인은파산의목적달성을위하여법원에의하여 9) 윤남근, 파산관재인 - 그법률상지위와권한을중심으로, 재판자료제 82 집 : 파산법의제문제 ( 상 ) ( 법원도서관, 1999), p.196; 이흥재, 도산절차와근로관계, 남효순 김재형공편, 도산법강의 ( 법문사, 2005), p.195. 10) 박승두, 앞의논문, p.96. 11) 선재성, 앞의논문, p.521. 12) 파산재단을구성하는재산은물건및권리를포함하는금전적가치가있는적극재산을의미한다 (Frege/Keller/Riedel, Insolvenzrecht, 6.Aufl., 2002, Rdnr. 1321ff.; Baur/Stürner, a.a.o., Rdnr. 13.2ff.; 전병서, 파산법 ( 법문사, 2003), p.144; 김경욱, 파산재단의범위에관한연구 - 파산법제 6 조를중심으로, 비교사법 제 8 권제 1 호 ( 상 )( 한국비교사법학회, 2001), p.490; 양형우, 파산절차개시의일반적효과, 법조, 2006 년 7 월호, p.147).

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 87 선임되는자로서 ( 제312조 ), 파산재단의관리 처분등파산절차상필요한일체의행위를할권한을가지며, 파산재단에관한소송에서도그소송수행권이파산관재인에게부여되어파산관재인이원고또는피고가된다 ( 제359조 ). 또한당사자가소송계속중파산선고를받은때에파산재단에관한소송절차는중단되며 ( 민사소송법제239조 ), 파산재단에속하는재산에관하여파산선고시에계속하는소송은파산관재인또는상대방이이를수계할수있다 ( 제347조 ). 파산관재인이강제집행의절차를속행하는때에는강제집행에관한제3 자이의의소에서는파산관재인이피고가된다 ( 제348조제2항 ). 이처럼파산관재인은채무자의법률적지위에관한포괄승계인과같은지위를갖는다는점, 13) 파산선고전후의임금은재단채권으로서파산관재인은이를근로자에게지급할의무가있다는점을고려할때, 파산관재인을근로계약상의사용자로보는것이타당하다. 나. 관리인 파산관재인에의한근로자의해고에대한노동법상의제한 1) 관리인 ( 파산관재인 ) 의해고권가 ) 독일의경우 (i) 채무자인회사의재산에도산절차가개시된경우, 독일도산법제113조제 1항에의하면도산관재인 (Insolvenzverwalter) 과상대방은고용관계에기간의약정이있거나통상의해지권을배척하는특약이있더라도법률규정또는단체협약에서정한해지기간 ( 해지기간은최고 3개월이다 ) 을두고계속중인고용계약을해지할수있다. 법률상해고제한규정, 즉근로자가업무상부상또는질병의요양을위한휴업기간, 산전 산후의휴업기간과그후일정기간해고를금지하는규정도도산절차에적용된다. 14) 또한근로자를해고하기위해서는법률상요구되는해고이유가존재하여야한다. 특히해고는사회적으로정당하 13) 대판 2003. 6. 24, 2002 다 48214; 이동형, 통정허위표시를한자의파산관재인이민법제 108 조제 2 항의제 3 자인지여부, 법조, 2004 년 6 월호, p.134; 양형우, 파산관재인과통정허위표시에서의제 3 자, p.75; 양형우, 쌍무계약에대한파산절차개시의효과, 연세법학연구, 제 6 집제 1 권 ( 연세법학연구회, 1999), p.316. 14) Bork, Einführung in das Insolvenzrecht, 3.Aufl., 2002, Rdnr. 175; Häsemeyer, Insolvenzrecht, 4.Aufl., 2007, Rdnr. 23.03; Hess, Insolvenzrecht, 4.Aufl., 2007, Rdnr. 687; Düwell, Änderungs- und Beendigungskündigung nach dem neuen Insolvenzrecht, in: Kölner Schrift zur Insolvenzordnung, 1.Aufl., 1997, S.1122f.

88 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 여야한다 ( 1 KSchG). 즉도산관재인은사회적선택 (Sozialauswahl) 의원칙 ( 예 : 근속기간, 연령, 부양의무등제반사정 ) 15) 과경영상의필요를고려하여야한다. 해고의요건이존재하지않으면, 근로자는해고통지를받은날로부터 3주이내에노동법원에해고보호의소 (Kündigungsschutzklage) 를제기할수있다 ( 4 KSchG, 113 II InsO). (ii) 근로자에게불이익한사업변경 (Betriebsänderung) 을초래하는구조조정, 가령사업전체또는본질적인사업부분의제한 휴업 이전, 다른회사와의합병 (Zusammenschluß) 또는사업조직의본질적인변경은경영협의회 (Betriebsrat) 16) 와협의하여야한다 ( 111 I S. 1 BetrVG). 사용자와경영협의회간에계획한사업변경에대한이해조정 (Interessenausgleich) 이성립하거나계획된사업변경으로근로자가입을경제적불이익의조정과완화에대하여합의한경우에이를문서로작성하여야한다 ( 112 I BetrVG). 이러한규정은원칙적으로도산절차에도적용되지만, 일부규정은제한된다. 즉이해조정에관한합의가성립하지않은경우에양당사자는경영조직법제112조제2항에의하여연방고용청 (Bundesagentur für Arbeit) 또는중재원 (Einigungsstelle) 에중재절차의개시를신청할수있지만, 채무자인회사의재산에도산절차가개시된경우에는도산관재인과경영협의회가공동으로중재를신청하고중재시도가선행되는경 15) Häsemeyer, a.a.o., Rdnr. 23.04. 16) 독일은이원적근로자대표시스템을가지고있다. 즉노동조합을통해근로자의임금, 근로시간등어느기업에서도공통하는근로자의이익을대표하고, 다른한편으로는사업장단위의근로자대표기구인경영협의회를통해사업장내사회적 인사적및경제적사항에관하여근로자의이익을대표한다. 독일의노동조합은대체로산별노조로구성되어있고, 사용자단체와당해산업에일률적으로적용되는단체협약을체결하여그조합원의이익을대표한다. 반면에경영협의회는사업장에속한전체근로자의선거에의해설립되고, 해당사업장의전체근로자를대표한다. 그리고경영협의회는근로자들로부터선출된대표만으로구성된다는점에서조합원으로구성되는노동조합과구별된다. 또한경영협의회는사업장단위에서일정한사항에관하여공동결정권을가지며, 사용자또는사용자단체와합의한사항에관하여경영협정 (Betriebsvereinbarung) 을체결한다 ( 방준식, 독일경영조직법상경영협의회의기능과역할, 기업법연구, 제 21 권제 1 호 ( 한국기업법학회, 2007), p.347 이하 ). 다시말하면독일의노동조합은통상사용자단체와단체협약을체결하여임금이나노동시간등노동조건의일정한기준을정하고, 각사업장단위에서는이와같이단체협약에제시된기준에터잡아노동조건등에관하여구체적으로약정하는경영협정을체결한다 ( 박상훈, 독일의노동법원제도의도입에관하여, 사법개혁과세계의사법제도 ( 한국사법행정학회, 2004), p.145 이하 ).

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 89 우에만경영조직법제112조제2항이적용된다 ( 121 InsO). 이는도산관재인이사업변경을실시할수있는지여부에관하여가능한한빨리알수있도록하기위한것이다. 17) 동일한이유로독일도산법제122조제1항은사업변경이계획되고도산관재인이이를경영협의회에적시에포괄적으로통지하였는데도도산관재인과경영협의회간의경영조직법제112조에의한이해조정이협상개시후또는서면에의한협상수락촉구후 3주내에성립하지않은경우, 도산관재인은경영조직법제112조제2항의절차를거치지않고사업변경을실행하기위해노동법원의동의를신청할수있다고규정하고있다. 또한도산관재인은노동법원에대하여신청서에명시된근로자의해고가긴박한경영상필요로인하여요청되고사회적으로정당한것이었음을확인하여줄것을신청할수있다 ( 126 I InsO). 물론도산관재인이법원의확정력있는판결에따라신청서에명시한근로자를해고하였는데, 그근로자가해고로인하여근로관계가해소되지않았다거나근로조건의변경이부당하다는확인을구하는소를제기한경우, 법원의판결은양당사자를기속한다 ( 127 I InsO). 그리고양당사자가해고대상근로자의성명이표시된이해조정을합의한경우에도그근로자는해고보호의소를제기할수있지만, 그해고는긴박한경영상필요한것으로추정되고사회적선택도제한적으로고려될수있다 ( 125 I InsO). 즉근속기간, 연령, 부양의무및중대한과실여부에대해서만고려할수있다. 그밖에퇴직근로자를위하여도산절차개시후작성되는회생계획 (Sozialplan) 18) 에통상임금 2개월 15일까지의보상이합의될수있고, 이금액은재단채권 (Masseverbindlichkeit) 이지만도산재단의 1/3을초과하지못한다 ( 123 I, II InsO). 17) Bork, a.a.o., Rdnr. 178. 18) 회생절차의궁극적인목적은재정적궁핍에처한채무자인회사에대하여자본구성의변경을중심으로한기업의재건을위한계획을수립하여, 이해관계인의이해를조정하면서채무자의재무구조를건전화하여기업을재건함에있으며, 이러한기업의재건을위한계획이회생계획이다. 결국 Sozialplan 은 사회계획 으로번역될수있지만, 그내용에서는우리의회생계획 ( 제 193 조이하 ) 과유사하므로본논문에서는 회생계획 으로번역한다.

90 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 나 ) 우리나라민법제663조는사용자가파산한경우근로자와파산관재인모두에게고용계약의해지권을인정하고있는반면에채무자회생법제119조, 제335조는회생절차에서는관리인, 파산절차에서는파산관재인에게만고용계약의해지권을인정하고있기때문에민법과채무자회생법의충돌이발생한다. 또한근로기준법제23조제1 항은사용자는정당한이유없이근로자를해고하지못한다고하여사용자의해고의자유를제한하고있다. 따라서회생 파산절차와근로계약의종료문제, 즉해고의법적근거를어떻게조화롭게해결할수있을지가문제이다. (i) 학설파산절차가개시된경우채무자회생법제335조가근로계약에도적용되는지에관하여, 1 민법제663조가제335조의특칙이나위채무자회생법조항의적용을배제하지는않고있으므로근로계약이해지될때에는위조항들이경합하여민법조항이적용되지만근로계약이파산선고후에도계속될때에는민법제663조는관계가없고제335조만이적용되어파산관재인이이행의선택권을행사한것으로보아야한다는견해, 19) 2 제335조에의하여민법제663조가전면적으로배제된다고볼것이아니라사용자가파산하면근로자도계약해지권을갖되다만파산에도불구하고사업의계속이행해지는예외적인경우에한하여제335조가적용되는것으로해석하는것이타당하다는견해, 20) 3 파산관재인은근로기준법상사용자의지위에있고또한파산관재인에의한근로계약의해지도근로자의의사에반하는근로계약의종료라는점, 근로기준법제23 조제1항은민법상고용계약의해지에관한특칙이라는점, 민법제663조가제 335조의특칙이며또한제335조는파산선고후예외적인경우에적용된다는점등을종합적으로고려하면파산관재인에의한해고에는해고에관한일반조항인근로기준법제23조제1항이원칙적으로적용된다고하는견해가있다. 21) 한편회생절차와관련해서는 1 근로계약에도제119조가적용되어고용기간이 19) 임치용, 파산절차의개시가고용계약에미치는영향, 법조, 2006 년 9 월호, p.61; 임종헌, 파산절차가미이행쌍무계약에미치는영향, 인권과정의, 1996 년 9 월호, p.44; 윤창술, 파산절차에서의단체협약과근로계약, 인권과정의, 2000 년 1 월호, p.83. 20) 윤남근, 앞의논문, p.195. 21) 이흥재, 앞의논문, p.197.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 91 아직만료하지아니한경우라도관리인은제119조에의하여근로계약을해지 ( 근로자해고 ) 할수있다는견해, 22) 2 제119조는근로계약에적용되지않으며, 근로계약의해지, 즉해고여부에관하여는노동법의해석에의하여판단할사항이라는견해가있다. 23) (ii) 결어생각컨대법규경합 (Gesetzeskonkurrenz) 이란동일한생활사실이수개의법규가규정하는요건을충족하지만, 그수개의법규가특별법과일반법의관계에있거나하나의법규가다른법규와경합하여그효과를제한하는경우에전자의법규만이적용되는것을말한다 ( 특별법 ( 규정 ) 우선의원칙 ). 24) 민법제663 조특칙설은제335조와달리민법제663조는 사용자가파산선고를받은경우 로규정하고있기때문에민법제663조가우선적으로적용되어야한다는입장인것으로추정된다. 그러나사용자가파산선고를받은경우에파산관재인이고용계약을해지할수있다는점에서는양규정은동일할뿐만아니라민법제 663조는제335조의적용을제한하지않고있지만, 상대방은파산관재인에대하여상당한기간을정하여그기간안에계약의해제또는해지나이행여부를확답할것을최고할수있다. 이경우파산관재인이그기간안에확답하지아니한때에는해제또는해지한것으로본다 는제335조제2항이민법제663조제1항에의한해지권의행사에준용되도록규정하고있다 ( 제339조 ). 또한민법제663조에의해파산관재인이고용계약을해지하더라도상대방은계약해지로인한손해배상을청구하지못하지만, 제335조에의해고용계약을해지한때에는상대방은손해배상에관하여파산채권자로서권리를행사할수있다. 그리고채무자회생법은이해관계인의법률관계를조정하여채무자의효율적인회생을도모하거나회생이어려운채무자의재산을공정하게환가 배당을목적 으로한다. 따라서채무자의재산에회생 파산절차가개시되면모든미이행쌍무계약에채무자회생법이적용되고, 채무자회생법에특별규정이없는한근 22) 서경환, 회사정리절차가계약관계에미치는영향, 재판자료제 86 집 : 회사정리법 화의법상의제문제 ( 법원도서관, 2000), p.659; 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 회생사건실무 ( 상 ), p.135. 23) 박승두, 앞의논문, p.92. 24) Larenz/Canaris, Methodenlehre der Rechtswissenschaft, 3.Aufl., 1995, S.87ff.; Schmalz, Methodenlehre für das juristische Studium, 3.Aufl., 1992, S.45ff.

92 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 로기준법등노동관계법, 민법등이보충적으로적용된다고할것이다 ( 특별법우선의원칙 ). 즉관리인 파산관재인은제119조, 제335조에의하여아직고용기간이만료되지않았더라도근로자를해고할수있다. 다만회생 파산절차에서관리인 파산관재인은사용자와같은지위에있다는점, 채무자회생법은근로자의임금 퇴직금및재해보상금을공익채권 재단채권으로인정하여회생 파산절차에의하지않고수시로변제할수있도록하는등 ( 제179조제10 호, 제180조, 제473조제10호, 제475조 ) 경제적 사회적약자의지위에있는근로자를보호하고있지만해고이유에대해서는규정하고있지않다는점, 회생 파산절차중에도근로자는부당한해고에대해서는구제받을수있어야한다는점등을고려할때, 관리인 파산관재인에의한해고에도근로기준법상해고의제한법리가그대로적용된다고할것이다. 25) 한편민법제663조제1항의 노무자또는파산관재인은계약을해지할수있다 에서파산관재인이계약을해지할수있다는것은제335조제1항의내용을주의적으로규정한것에불과하다는점, 재건의전망이없는사업에구속되면서근로자의전직기회를제한하는것은바람직하지않기때문에민법제663조는해지에의한퇴직의자유를보장한것이라는점, 제339조는당사자에게상대방에대한해지여부에관한최고권을인정하고있으므로근로자에의한해지에민법제663조의적용이배제하지않는다는점을고려할때, 사용자가파산선고를받은경우에는근로자는일반규정인민법제663조에의하여해지할수있다고할것이다. 즉사용자가파산선고를받은경우에민법제663조는근로자의해지의경우에만적용된다고제한적으로해석하여야할것이다. 물론입법론으로는독일도산법제 113조제1항과같이채무자회생법에 관리인 파산관재인과상대방은고용관계에기간의약정이있거나통상의해지권을배척하는특약이있더라도법률규정또는단체협약에서정한해고예고를한후에고용계약을해지할수있다 고규정하는것이타당하다고할것이다. 25) Vgl. Baur/Stürner, a.a.o., Rdnr. 9.18; Häsemeyer, a.a.o., Rdnr. 23.04; Düwell, a.a.o., S.1120.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 93 2) 해고제한법리의적용여부 - 근로기준법상제한사유가 ) 서설 해고의자유는경제적 사회적으로약자의지위에있는근로자에게는더좋 은직장의보장이없는대부분의경우직장상실의위험을의미하게되므로, 근 로기준법은근로의기회를보호하기위하여해고의자유를여러방면에서제한 하고있다. 전술한바와같이관리인 파산관재인에의한해고도근로자의의 사에반하는근로관계의종료임에는변함이없으므로, 근로자보호를위한강행 규정인근로기준법의해고제한규정등의제한을받는다고할것이다. 26) 나 ) 해고사유의제한 (i) 사용자는정당한이유없이근로자를해고하지못한다 ( 근로기준법제23조제1항 ). 다만회생절차가개시된경우에는관리인은제119조에의하여정리해고를할수있는데, 정리해고가일정요건을갖춘때에는근로기준법제23조제1항의정당한이유가있는해고를한것으로본다 ( 동법제24조제5항 ). 일반적으로관리인이고용인원을정리해고하는때에는처음부터해고권을행사하지는않고일차적으로희망퇴직자의모집등을통하여근로자의자발적퇴직을유도하고, 이러한사전절차에의해서도당초계획하였던인원의감축이불가능한경우에비로소정리해고를하는수순을밟게된다. 다만회생절차가진행중임을감안할때해고대상자를선정함에는대상근로자가기업회생에필요불가결한노동능력을구비하고있는지여부에대한평가를상대적으로중시하여야할것이다. 27) 이점을고려하여법원은관리인에의한정리해고를법원의허가를받아야할행위로지정할수있다 ( 제61조제1항제9호 ). 26) 김선수, 해고및근로관계의승계, 노동판례비평 : 대법원노동사건판례경향분석및주요판례평석 Vol. 2003( 민주사회를위한변호사모임, 2004), p.24; 서경환, 앞의논문, p.660 이하 ; 임종헌, 앞의논문, p.44 이하 ; 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 회생사건실무 ( 상 ), p.135. 다만김형배, 노동법 ( 박영사, 2005), p.545 은 파산관재인이파산절차에서근로자를해고하는파산관재인의해고권은파산기업의속행가치가없어파산관재인이사업을폐지하고기업을해체하는경우에인정되는것으로서당연한권한이므로, 사업의폐지및기업의해체는근로기준법제 23 조제 1 항이정한정당한이유또는제 24 조가정한긴박한경영상의이유에의한해고가적용될수있는일반적 ( 정상적 ) 인경우에해당하지않는다 고한다. 27) 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 회생사건실무 ( 상 ), p.135.

94 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 (ii) 한편근로기준법제23조제1항의 정당한이유 는사회통념상근로계약을계속시킬수없을정도로근로자에게책임이있는사유가있거나부득이한경영상의필요가있는경우를의미한다. 28) 그렇다면기업을해체 청산하는파산절차에서는정상적인기업활동에필요한인적조직을정리하여야하므로, 파산관재인에의한해고는정당한이유에해당하는지가문제이다. 이에관하여 1 정리해고는어디까지나기업을회생시키기위한것임에반하여파산절차는민 상법상의청산절차보다강력한청산절차이므로재건을전제로하는정리해고의요건과절차를따를필요가없으며, 파산선고를받아더이상종전과같은규모로영업을계속하는것이불가능하거나영업자체를계속하기어려워파산하게되어해고하는것이라면그사실자체가정당한사유에해당한다는이유로파산관재인에의한해고는정당한통상해고에해당한다는견해, 29) 2 사용자가파산하였더라도즉시사업이종료되는것이아니고제3자에게영업을양도하기위해서는근로자가계속하여근무하는것이필수적인경우도있고청산목적의범위내에서권리능력이있고근로관계도여전히존속하는것으로보아파산시의해고도해고제한법리가적용되어야한다는견해가있다. 30) 판례는 기업이파산선고를받아사업의폐지를위하여그청산과정에서근로자를해고하는것은위장폐업이아닌한기업경영의자유에속하는것으로서파산관재인이파산선고로인하여파산자 31) 회사가해산한후에사업의폐지를위하여행하는해고는정리해고가아니라통상해고이다 고한다. 32) 생각컨대파산절차에서의해고는근로자의귀책사유로비롯된것이아니라는점에서정리해고와그성격이같지만, 정리해고는기업의유지 존속을전 28) 대판 1990. 4. 27, 89 다카 5451; 대판 1991. 3. 27, 90 다카 25420. 29) 임치용, 앞의논문, p.63; 임종헌, 앞의논문, p.44. 한편선재성, 앞의논문, p.505 은 파산의본질은기업의청산이고위와같은관재인의지위에서행하는해지는평상시계속되는기업에서이루어지는해고와는그본질을달리하기때문에관재인에의한위해지에서는부당해고의문제는발생할수도없고파산선고의존재자체가정당한해고사유로되므로부당해고규정역시그적용이없다 고한다. 30) 이흥재, 앞의논문, p.199; 윤창술, 앞의논문, p.82. 31) 채무자회생법은 파산자, 정리회사 라는용어대신에 채무자 라는용어를사용하고있고, 정리절차라는용어대신에 회생절차 라는용어를사용하고있으므로, 이하에서판례를그대로인용하는경우를제외하고는채무자, 회생절차라는용어를사용한다. 32) 대판 2003. 4. 25, 2003 다 7005; 대판 2001. 11. 13, 2001 다 27975.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 95 제로하는데반해파산절차에서의해고는원칙적으로기업의소멸을전제로한다는점에서구별된다. 파산선고자체는근로관계의존속을기대할수없는객관적사유이므로이로인한해고는그정당한이유를충족한것으로볼수있다. 다만병원의운영이나대중교통의운송사업등일정기간이를계속할사회적필요성이있는경우또는채산이맞지않은사업부분을폐쇄하고나머지사업을양도 환가하려는경우에도파산관재인이재단채권으로인정되는인건비를절감하거나매각대금을높이기위해근로자의일부를선택하여해고하는것이일반적인데, 이러한해고는정리해고와유사하다는점, 통상해고로보게되면해고로부터근로자의보호가미흡하다는점을고려할때, 정리해고의법리에준하는기준이적용되어야할것이다. 물론정리해고대상의선정에대한형평성여부등을사전에통제할필요가있는사업장에대해서는법원은파산관재인에의한정리해고를법원의허가를받아야할행위로지정할수있을것이다 ( 제492조제16호 ). 다 ) 관리인 파산관재인의징계해고권유무채무자인회사에대하여회생 파산절차가개시되기전에근로자에게취업규칙이나단체협약상의징계해고사유가있었으나징계해고절차를진행하기전에회생 파산절차가개시된경우또는근로자가절차개시후에징계사유에해당하는행위를한경우에관리인 파산관재인이당해근로자를징계해고할수있는지가문제이다. 파산절차와관련하여, 징계해고는통상해고에비하여근로자에게퇴직금등금전적측면에서불이익을주어반사적으로파산재단에금전적부담을감소시키는효과가있고, 파산선고라는우연한사정으로평상시라면징계해고를당하여일반근로자보다불리한대우를받았을근로자를통상해고하여일반근로자와동등하게대우하는것은불합리하다는이유로긍정하는견해가있다. 33) 생각컨대회생 파산절차에서관리인 파산관재인에게사용자로서의지위가인정하는이상취업규칙이나단체협약에서정한징계사유가있으면징계해고를할수있지만, 그징계사유가해당근로자와의근로관계의유지를관리인 파산관재인에게더이상기대할수없을정도이어야하고 ( 근로기준 33) 임종헌, 앞의논문, p.45.

96 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 법제23조제1항 ), 취업규칙이나단체협약또는사규에서정한절차에따라할것이다. 라 ) 즉시해고의제한사용자는근로자를해고 ( 정리해고포함 ) 하고자할때에는적어도 30일전에예고하여야하며, 30일전에예고를하지않은때에는 30일분이상의통상임금 ( 예고수당 ) 을지급하여야한다 ( 근로기준법제26조본문 ). 다만천재 사변그밖의부득이한사유로사업을계속하는것이불가능한경우또는근로자가고의로사업에막대한지장을초래하거나재산상손해를끼친경우로서노동부령으로정한사유에해당하는경우에는해고예고없이즉시해고할수있다 ( 동법제26조단서 ). 그런데사용자에대하여회생 파산절차가개시되었더라도이는근로자의귀책사유에의해개시된것이아니다. 또한부득이한사유란, 당해사업장의중심이되는중요한건물, 설비또는기계등의소실과같이돌발적이고불가항력적인경우를말하므로, 34) 회생 파산절차의개시는부득이한사유로인하여사업계속이불가능한것에해당하지않는다. 따라서관리인 파산관재인이근로자를해고하는경우에는해고예고를거쳐야한다 ( 통설 ). 파산절차상의해고는통상정상적인기업활동이완전히정지된상태에서이루어지므로해고예고기간을두고해고하기보다는해고예고수당을지급하고즉시해고하는것이일반적이다. 35) 이때해고예고기간중의임금또는해고예고수당은회생절차에서는공익채권으로 ( 제179조제2호 ) 그리고파산절차에서는재단채권으로취급된다 ( 제473조제8호 ). 그런데회생절차와달리파산절차의경우에는파산재단이재단채권인임금채권의총액을변제하면파산채권자에게변제할재원이남지않는것이현실이며, 예고기간중의임금이나예고수당을재단채권으로취급하면재원이부족한파산재단에중대한부담이되어파산채권자의이익을해할우려가있는데, 이는공평한배당을목적으로하는파산절차의목적에부합하지않는다. 입법론으로는예고기간중의임금이나예고수당을파산채권으로규정하는것이타당하다고할것이다. 36) 한편판례는 해고예고의무를위 34) 김형배, 앞의책, p.557; 임종률, 노동법 ( 박영사, 2006), p.540. 35) 임종헌, 앞의논문, p.44. 36) 독일도산법은해고예고기간을최장 3 개월로정하고단체협약을통하여그보다단축할수

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 97 반한해고라하더라도해고의정당한이유를갖추고있는한해고의사법상의효력에는영향이없다 고한다. 37) 마 ) 해고시기의제한사용자는근로자가업무상부상또는질병의요양을위하여휴업한기간과그후 30일동안또는산전 산후의여성이근로기준법에따라휴업한기간과그후 30일동안은해고하지못한다 ( 근로기준법제23조제2항본문 ). 다만사용자가일시보상규정 ( 동법제84조 ) 에따라일시보상을하였을경우또는사업을계속할수없게된경우에는즉시해고할수있다 ( 동법제23조제2항단서 ). 여기서 사업을계속할수없게된경우 란, 해당근로자가소속한사업장또는부서의사업 ( 조업 ) 을상당기간중지할수밖에없게된경우를말하고, 반드시당해사업이폐업하게되거나주요사업장의조업을계속할수없게될것을요하지않는다. 또조업중지의사유가천재 사변기타부득이한사유로인한것이든불경기나관리소홀로인한것이든불문한다. 38) 따라서회생절차는기업의유지 존속을전제로하므로관리인이근로자를해고하는경우에도근로기준법제23조제2항이적용된다고할것이다. 다만수개의사업장또는부서의사업이존재하고회사의회생을위하여일부사업장또는부서의사업을폐쇄하기위하여근로자를해고하는경우에는일시보상의지급없이해고할수있다고할것이다. 한편사용자의파산은사업을계속할수없는경우에해당하므로휴업중의근로자에대하여일시보상금의지급없이해고할수있다고할것이지만, 39) 예외적으로병원의운영이나대중교통의운송사업등일정기간이를계속할사회적필요성이있는경우또는채산이맞지않은사업부분을 없도록규정하고있다 ( 113 I S.2 InsO). 해지기간은근로관계의지속기간에따라산정되는데, 근속연수가 2 년이상인경우에는 1 개월, 5 년이상인경우에는 2 개월, 8 년이상인경우에는 3 개월, 10 년이상인경우에는 4 개월, 12 년이상인경우에는 5 개월, 15 년이상인경우에는 6 개월, 20 년이상인경우에는 7 개월이다 ( 622 II BGB). 그런데도산절차가개시된경우에는해지기간이최장 3 개월을초과할수없으므로, 근속연수가 10 년이상인근로자는해지기간의단축으로인한손해를도산채권으로주장할수있다 ( 113 I S.3 InsO). 37) 대판 1994. 12. 27, 94 누 11132; 대판 1998. 11. 27, 97 누 14132. 38) 임종률, 앞의책, p.538. 39) 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 법인파산실무 ( 박영사, 2007), p.135.

98 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 폐쇄하고나머지사업을양도 환가하기위해사업을계속하는경우에휴업중의근로자를해고할때에는근로기준법제23조제2항이적용된다고할것이다. 바 ) 단체협약에의한제한회생 파산절차가개시되기전에사용자가노동조합과의사이에근로자를해고하는때에는노동조합의동의또는노동조합과의사전협의를필요로한다는내용의단체협약을체결한경우, 관리인 파산관재인은이러한단체협약에반하여사전동의나협의없이근로자를해고할수있는지가문제이다. 파산절차와달리제119조제4항은관리인의단체협약의해지권을부정하고있고, 회생절차에서관리인에게사용자로서의지위가인정하는이상특별한사정이없는한단체협약에서정한절차에따라야할것이다. 한편파산절차와관련하여, 동의내지협약조항은평상시의정상적인영업계속상태를전제로하는것이지파산이라는비상사태에서의적용을예상한것이아니기때문에파산관재인은단체협약에구속되지않는다는견해, 40) 파산관재인은회생절차와는달리원칙적으로단체협약자체를해제할수있을뿐만아니라단체협약은우위에있는사용자의존재를전제로노사대등한관계를이루려하는것인데파산은사업주체가상실되어협약이기능할의미가없으므로이에구속되지않는다는견해가있다. 41) 생각컨대해고협의조항등단체협약에의한해고의제한규정은청산목적의실현을위하여그대로적용될수는없지만, 예외적으로사회적필요에의해또는영업양도를통한청산을위해근로관계가계속되는경우에는해고대상근로자의공정한선발이요구되므로, 파산절차의목적에반하지않는범위내에서단체협약에서정한절차에따라야할것이다. 3) 파산관재인의해고가부당노동행위에해당하는지여부회생절차는이해관계인의법률관계를조정하여채무자의효율적인회생을도모하는제도임에비추어볼때, 통상적인부당노동행위법리가적용된다고할것이다. 그렇다면파산절차의경우에도부당노동행위의문제가발생할수있는 40) 임종헌, 앞의논문, p.45. 41) 선재성, 앞의논문, p.507.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 99 지가문제이다. 이에관하여부당노동행위제도는근로자및노동조합의단결권을보장하기위한것인데파산은경영주체의상실이고단결권등이기능하여야할노사간의힘의불균형상태도존재하지않게된다는점, 파산절차는청산절차로써전종업원에대하여해고가예정되어있다는점, 파산관재인은이해관계인의이익을조정하여야할일반적강제집행기관인점을고려할때노동조합법제81조의부당노동행위의문제가생길여지가없다는견해가있다. 42) 생각컨대근로자의임금등의채권에일반우선변제특권이인정되기때문에이미수익사업의운영이정지된상태에서해고절차를지체하면그만큼파산재단을감소시키게되고, 결국채무자의재산을환가하여채권자에게공평하게배당하려는파산절차의목적에반하게되므로파산관재인은파산선고후에바로파산절차의일환으로서근로자에대한해고절차를밟는것이일반적이다. 따라서이러한해고자체는그성격상부당노동행위에해당하지않는다고할것이다. 다만파산절차가개시되더라도병원의운영이나대중교통의운송사업등일정기간이를계속할사회적필요성이있거나채산이맞지않은사업부분을폐쇄하고나머지사업을타인에게양도하여환가하기위해사업을계속하는경우에는부당노동행위의법리가적용된다고할것이다. 43) 3. 회생 파산절차에서의근로관계로인한임금채권 가. 근로자의임금채권 퇴직금근로자의임금채권을어떻게보호할것인지는입법정책에따라다르다. 독일은도산절차개시전의임금채권은도산채권으로취급하고 ( 108 II InsO), 도산절차개시후의임금채권은도산재단으로부터우선하여변제받을수있는재단 ( 공익 ) 채권 (Masseverbindlichkeit) 으로취급하고있다 ( 55 I Nr.2 InsO). 44) 그리 42) 임치용, 앞의논문, p.83; 선재성, 앞의논문, p.505; 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 법인파산실무, p.135. 43) 판례는 단체협약에해고의사전합의조항을두고있다고하더라도사용자의해고권한이어떠한경우를불문하고노동조합의동의가있어야만행사할수있다는것은아니고, 노동조합이사전동의권을남용하거나스스로사전동의권을포기한것으로인정되는경우에는노동조합의동의가없더라도사용자의해고권행사가가능하다 고한다 ( 대판 2007. 9. 6, 2005 두 8788).

100 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 고일본파산법은파산절차개시전 3개월간의임금채권과퇴직전 3개월간의급료총액에상당하는퇴직수당채권을재단채권으로취급하고 ( 일본파산법제149 조제1항, 제2항 ), 나머지임금채권은우선적파산채권으로취급한다 ( 일본파산법제98조 ). 그리고일본회사갱생법은절차개시전의원인에기하여 6개월간에생긴임금채권을공익채권으로취급하고, 갱생계획인가결정전에퇴직한퇴직수당청구권은퇴직전 6개월분의급료총액에상당하는금액과퇴직수당 1/3에상당하는금액중다액을공익채권으로취급하지만 ( 일본회사갱생법제130조제1항, 제2항 ), 나머지임금채권은우선적채권으로다루고있다. 이처럼파산절차에서의임금채권의지위가갱생절차보다못한이유는근로자전원에대해퇴직금이발생하여재단부족으로인한파산절차폐지가증대하고회사의재건을위해근로의욕을고취할필요가없기때문이라고한다. 45) 한편우리채무자회생법은근로자보호라는사회정책적필요에서근로자의임금 퇴직금 재해보상금을그발생시기가회생 파산절차개시전후인지여부를묻지않고모두공익채권내지재단채권으로취급하고있다 ( 제179조제10호, 제473조제10호 ). 이러한공익 재단채권은회생 파산절차에의하지않고수시로변제되지만, 만일채무자의재산이공익 재단채권의총액을변제하기에부족한것이명백하게된때에는법령에정하는우선권에불구하고아직변제하지아니한채권액의비율에따라변제된다 ( 제180조제7항, 제477조제1항 ). 그리고임금채권보장법제7조는일정한범위의미지급임금및퇴직금에대하여국가가체당하는제도를두고있다. 46) 국가가청구하는체당금은회생 파산절차개시전후에지급하였는지관계없이모두공익 재단채권으로된다. 그런데임금채권등의보호의필요성에반대하지는않지만, 채권자평등의원칙에비추어볼때근로자의임금채권전액을공익채권으로취급하여다른채권자보다우선하는것은정당하다고할수없으며, 47) 사회적약자의보호는국가의책무이지회생 파산채권자의희생에의해보호되어야할사항이아니다. 또한임금채권등의특 44) Bork, a.a.o., Rdnr. 173. 45) 須藤英章 宮川勝之 深山雅也, 新しい破産法解說, 三省堂, 2004, p.140 이하. 46) 근로자가지급보장을받을수있는임금채권의범위는퇴직일또는사실상근로관계의종료일로부터소급하여최종 3 월분의임금, 최종 3 월분의휴업수당, 최종 3 년간의법정퇴직금이다 ( 임금채권보장법제 7 조제 2 항 ). 47) Gottwald, Insolvenzrechts-Handbuch, 3.Aufl., 2006, 103 Rdnr. 8.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 101 별대우로인하여회생 파산채권자의배당재원이되는회생 파산재단의부실을초래하여회생 파산절차의기능을저해하여서는안될것이다. 따라서근로기준법제37조제2항, 근로자퇴직급여보장법제11조제2항에따른임금채권등의최우선변제의범위 ( 최종 3월분의임금, 최종 3년간의퇴직금및재해보상금 ) 를고려하여, 임금채권등의일부만을공익 재단채권으로하는것을입법적으로검토하여야할것이다. 나. 영업양수인에게근로관계가승계된경우의근로자의임금채권등 1) 문제제기회사의합병이나영업양도에의하여근로관계가양수인에게이전되면, 양수인은기존의근로관계에서발생되는모든권리와의무를승계한다. 그러므로양수인은사용자의지위를보유하면서인수된근로자에대하여노무지시권과함께임금지급의무를부담하게되며, 근로자는양수인에게근로관계에서발생되는주된근로급부의무와종된의무를부담한다. 그렇다면회생 파산절차가개시된채무자 ( 회사 ) 의영업이양도된경우, 양수인은근로관계의이전과함께양도인 ( 회생 파산절차에서의채무자 ) 이부담해야할근로계약상의채무를승계하는지, 퇴직금산정의경우에영업양도전후를통산하여근속연수를산정하여야하는지가문제이다. 2) 입법례회생 파산절차에서의영업양도와관련하여, 양수인이양도인이부담해야할체불임금이나체불퇴직금및퇴직금산정에서의근속연수를통산하여야하는지에관하여, 제281조제1항은 회생절차개시후채무자의이사 대표이사 감사또는근로자이었던자로서계속하여신회사의이사 대표이사 감사또는근로자가된자는채무자에서퇴직한것을이유로하여퇴직금등을지급받을수없다 고하여, 양도인의근로자등에대한임금채무등을양수인이승계하는것으로정하고있다. 또한제2항에서는 제1항에규정된자가채무자에서재직한기간은퇴직금등의계산에관하여는신회사에서재직한기간으로본다 고하여, 근속연수를통산하도록하고있다. 한편독일민법제613조 a 제1

102 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 항제1문은 영업또는영업부분이법률행위에의하여다른자에게양도된경우, 양수인은양도당시존재하는근로관계상의권리의무를승계한다 고규정하고있는데, 이에대하여독일학설과판례는양수인이예상하지못한막대한부담을지게되어결국에는영업양도가불가능하게될수있다는점을고려하여, 제한적으로해석하고있다. 48) 즉양수인은양도당시존재하는근로관계를승계하지만, 영업양도전에발생한양도인의체불임금등에대해서는책임을부담하지않으며, 연금지분 (Rentenanteil) 도양수한이후만승계하므로, 근로자는체불임금등에대해서는채무자의도산재단 (Insolvenzmasse) 으로부터변제를받아야한다고한다. 49) 3) 검토제281조제1항은 회생절차개시후 라고기술하고있으므로, 회생계획인가전회생절차폐지결정, 50) 회생계획불인가결정이확정되고법원이파산선고를하지않아 51) 업무수행권과재산의관리처분권을회복한채무자가영업을양도한경우뿐만아니라회생계획에따라영업이양도된경우에양수인은근로관계의이전과함께양도인이부담해야할근로계약상의채무를승계하고, 퇴직금산정의경우에도영업양도전후를통산하여근속연수를산정하여야한다. 52) 또한파산절차가개시된채무자의영업부분을양도하는방법으로청산하는경우에도제281조가유추적용되어야할것이다. 그러나양수인이양도인의근로자에대한채무를승계한다면, 양수인은파산관재인 ( 관리인 ) 과의사이에영업 ( 사업 ) 부분에대한매매가격을산정할때에이점을고려하게될것이고, 이로인해 48) BAG NJW 1980, 1124 ff.; BGA ZIP 1988, 121 ff.; BGA ZIP 2005, 457; Henckel, Die Betriebsveräußerung im Konkurs, ZIP 1980, 8; Staudinger-Georg Annuß, 613 a BGB Rdnr. 316 f.; MünchKomm/Müller-Glöge, 613a BGB Rdnr. 177, 179. 49) 다만도산절차개시 (Insolvenzeröffnung) 와영업양도 (Betriebsübergang) 사이에발생한근로자의채권에대해서는독일민법제 613 조의 a 에의해서양수인이부담한다는견해가있다 ( 자세한것은 MünchKomm/Müller-Glöge, 613a BGB Rdnr. 179). 50) 회생절차의폐지는회생절차개시후에당해회생절차가그목적을달성하지못한채법원이그절차를중도에종료시키는것으로서, 회생절차의목적을성공적으로달성하여회생절차로부터벗어나는것을의미하는회생절차의종결과구별된다. 51) 채무자회생법은회생계획인가후에회생절차폐지를하는경우에만필요적파산선고를하고나머지경우에는임의적파산선고를하도록하고있다 ( 제 6 조 ). 52) MünchKomm/Müller-Glöge, 613a BGB Rdnr. 180.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 103 파산재단 ( 회생재단 ) 에귀속되어야할매매대금이대폭감소하게될것이다. 53) 결국영업양도라는우연한사정에의해근로관계가양수인에게승계되는근로자는양수인으로부터체불임금등에대해전액지불을받을수있게되는데, 그금액의상당부분은파산재단 ( 회생재단 ) 에귀속되어야할재산이라는점에서승계되지않은근로자나파산관재인 ( 관리인 ) 에의해해고된근로자보다더보호받게되는결과를초래하게된다. 또한양수인이양도인의체불임금등도승계한다면조직을해체하여사업재산의전부를양도하는경우보다영업양도를하는경우가파산채권자나회생채권자에게더불이익하게된다. 이는채권자평등의원칙에반한다. 54) 그밖에양수인이양도인의체불임금등도승계한다고하면파산관재인 ( 관리인 ) 은인수희망자를구할수없을것이고, 이로인해자산만을양도하고, 근로자를해고할수밖에없을것인데, 이는근로자보호라는노동법의이념에도부합하지않게된다. 따라서 파산절차나회생절차의경우에는양도되기전에발생한근로자등의양도인 ( 채무자 ) 에대한권리에관해서는양수인이그책임을승계하지않으며, 또한근로자가근무하던채무자인회사에회생 파산절차가개시되어채무자의영업이양도되고영업을양수한기업에서퇴직하는경우, 근로자가영업양도이후에근무한근로연수에상응하는퇴직금을양수한기업에대하여그지급을청구할수있다 는것이타당할것이므로, 이에대한입법적인검토가필요하다고하겠다. 55) 다. 금품청산조항위반으로인한관리인 파산관재인의처벌문제사용자는근로자가사망또는퇴직한경우에는그지급사유가발생한때부터 14일이내에임금 보상금그밖에일체의금품을지급하여야하며 ( 근로기준법제36조 ), 이를위반한경우에형사처벌을받는다 ( 동법제109조 ). 56) 전술한바와같이회생 파산절차에서관리인 파산관재인은사용자로서의지위가인정되므로, 근로기준법제36조를위반한경우그처벌의문제가발생한다. 회생 53) Staudinger-Georg Annuß, 613 a BGB Rdnr. 316. 54) Staudinger-Georg Annuß, 613 a BGB Rdnr. 317. 55) Vgl. BAG NZA 2003, 318; Staudinger-Georg Annuß, 613 a BGB Rdnr. 324; MünchKomm/Müller-Glöge, 613a BGB Rdnr. 181 m.w.n. 56) 이는반의사불법죄에속한다 ( 근로기준법제 109 조제 2 항 ).

104 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 절차는청산을목적으로하는것이아니라이해관계인의법률관계를조정하여채무자또는그사업의효율적인회생을목적으로하고, 회생절차가개시되면채무자의업무수행권과재산의관리처분권이관리인에게전속하기때문에 ( 제 56조제1항 ), 관리인은근로기준법제15조의사용자에해당한다. 57) 따라서관리인이근로기준법제36조를위반하면형사처벌을받게되지만, 공익채권의변제에대하여법원의허가를받도록한경우 ( 제61조제1항제8호 ), 자금사정등으로지급기일내에임금 퇴직금등을지급할수없었던불가피한경우뿐만아니라그밖의사정으로사용자의임금미지급에고의가없거나비난할수없는경우에는형사처벌을받지않을것이다. 58) 판례도 자금사정의악화로말미암아도저히그퇴직금등의지급에소요되는자금을마련할수없었던불가피한사정이인정되는경우에는, 설사법원에제출된정리회사의자금집행계획서에그퇴직금등의지급에소요될자금이형식적으로계상되어있었든지퇴직자들과그지급에관한기일연장의합의가없었다고하더라도, 정리회사의관리인에게체불의죄책을물을수는없다 고한다. 59) 한편파산관재인도근로기준법제15조의사용자에해당하지만, 관리인과달리파산관재인은재단소속재산을환가한후임금채권을포함한여러가지재단채권을변제하고자하는때에는법원의허가를받아야하므로 ( 제492조제13 호, 제61조제1항제8호 ), 원칙적으로파산관재인이임금과퇴직금의지급사유가발생한때부터 14일이내에지급하지않더라도처벌을받지않을것이다. 60) 다만그가액이 1천만원미만으로서법원이정한금액미만인때에는법원의허가를받을필요가없으므로 ( 제492조단서 ), 파산관재인은특별한사정이없는한근로기준법상의임금체불의죄책을지게될것이다. 57) 대판 1984. 4. 10, 83 도 1850. 58) 대판 2007. 3. 29, 2007 도 97; 대판 2005. 6. 9, 2005 도 1089; 대판 1998. 6. 26, 98 도 1260. 59) 대판 1995. 11. 10, 94 도 1477. 다만대판 1984. 4. 10, 83 도 1850 은 회사정리절차에서공익채권에속하는퇴직금은우선권이있으며, 신고ㆍ조사ㆍ확정절차를거치지않고도수시변제하는것이므로공동관리인인피고인이퇴직금의청산을위하여최선을다하여야할뿐만아니라특별한사정이있어서 14 일이내에의무를이행하기가어려우면그기일연장을위하여당사자사이에합의라도하여야할터인데그러한노력을전혀하지아니한채근로기준법소정의기일을도과하였다면이는근로기준법위반에해당된다 고한다. 60) 임치용, 앞의논문, p.77 참조.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 105 Ⅲ. 채무자인회사에회생 파산절차가개시된경우의집단적근로관계 1. 집단적근로관계의존속여부 가. 회생 파산절차가개시된경우의집단적근로관계집단적근로관계는다수의근로자가참여한노동조합과그활동, 이와관련된집단적현상 ( 노동쟁의의조정 ) 및경영내의여러가지문제들을노동조합또는종업원대표가사용자대표와행하는협의 ( 노사협의 ) 를규율대상으로한다. 회생절차가개시되더라도법인은여전히존속하고회생계획에서해산의시기를정하는경우에한하여해산하게되며, 파산절차가개시된경우에도법인에대한해산과청산절차가진행되지만이를종료하기전까지는권리능력을상실하지않으므로, 회생 파산절차개시로인하여집단적근로관계는해소되지않고존속하며, 채무자회생법에특별한규정이없는한회생 파산절차가개시된회사의집단적근로관계에노동조합법이그대로적용된다고할것이다. 61) 예컨대회사의재산에대한회생 파산절차개시는노동조합법제28조의해산사유에해당하지않으므로, 회사가회생절차개시결정또는파산선고를받았더라도노동조합은그규약에따로정함이없으면해산되지않는다. 62) 또한단체협약은당사자인회사가해산하면그청산의종료시에실효되므로, 63) 회생 파산절차개시를실효사유로정하고있지않는한회생 파산절차개시로인하여당연히종료하지않으며단체협약의효력은당사자사이에서그대로유지된다. 61) Vgl. Baur/Stürner, a.a.o., Rdnr. 9.17; Kuhn/Uhlenbruck, 17 Rdnr. 17b. 62) 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 법인파산실무, p.136 참조. 63) Gottwald, 103 Rdnr. 8 ff., 24; 임종률, 앞의책, p.169; 김형배, 앞의책, p.796; 박승두, 앞의논문, p.99.

106 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 나. 단체협약에규정된 회생 파산절차개시신청에관한사전협의 동의 조항의효력채무자 ( 회사 ) 와노동조합사이에회사가회생절차개시또는파산절차개시신청을하고자할때에노동조합과의사전협의및동의없이이를일방적으로신청하지않는다는단체협약을체결한경우, 이에위반하여신청한회생 파산절차의효력이문제이다. 파산절차와관련하여, 파산절차는총채권자에대한채무를완제할수없는상태에있는경우에강제적으로그자의전재산을관리 환가하여총채권자에게공평한금전적만족을주는것을목적으로하는재판상의절차이고총채권자의이익을위한제도이므로일부특정한채권자기타권리자와의합의에의하여그신청을제한할수없다는견해가있다. 64) 생각컨대회생절차는재정적어려움으로인하여파탄에직면해있는채무자에대하여이해관계인의법률관계를조정하여채무자또는그사업의효율적인회생을도모하고, 파산절차는회생이어려운채무자의재산을공정하게환가하여이해관계인에게배당을목적으로한다 ( 제1조 ). 또한채무자뿐만아니라채권자 주주 지분권자도회생절차개시의신청을할수있고 ( 제34조 ), 파산신청역시채권자도신청할수있지만 ( 제294조 ) 대부분의경우에는채무자가개시신청을하는것이현실이다. 만일노동조합의사전동의를필요로한다면회생 파산절차의목적에반할뿐만아니라회생 파산절차의활성화와개시신청의신속성을저해하고, 이로인해다른이해관계인의권리를침해할수있다. 결국회생 파산절차개시신청에관한사전협의 동의를요구하는단체협약은선량한풍속기타사회질서에반하므로 ( 민법제103조 ) 사용자 ( 채무자 ) 의절차개시신청을제한할수없다고할것이다. 물론사전협의 동의라는조항이없었더라도단체협약을체결하였을것이라고인정될때에는나머지단체협약의내용은유효하다 ( 민법제137조단서 ). 따라서채무자가노동조합과사전협의내지동의를얻지않고회생 파산절차개시신청을하였더라도회생 파산취소원인으로되지않는다고할것이다. 64) 선재성, 앞의논문, p.521.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 107 다. 단체교섭 1) 관리인 파산관재인의단체교섭의무단체교섭은노동조합의대표자가노동조합또는조합원을위하여사용자나사용자단체와교섭 ( 협상 ) 하는것을말하며 ( 노동조합법제29조 ), 단체교섭을적극적으로보호 조장하기위하여노동조합법은사용자의교섭의무를부과하고있다 ( 제30조제2항, 제81조제3호 ). 즉단체교섭의주체는노동조합과사용자또는사용자단체이다 ( 노동조합법제29조제1항 ). 회생절차가개시되면전술한바와같이관리인은근로관계에서사용자의지위에있으므로, 관리인은채무자의회생목적을저해하지않는한단체교섭의무를부담한다고할것이다. 65) 그렇다면파산선고즉시모든근로자에대하여해고를하지않거나일부근로자만해고하였기때문에노동조합이존속하고있는경우또는단위노동조합은있지않지만연합단체인노동조합이있어파산관재인에게단체교섭을요구하면파산관재인은단체교섭을할의무가있는지가문제이다. 이에관하여 (i) 파산관재인은법원의감독을받고법원또는감사위원의허가를받아그업무를처리하므로단체협상에응하여발휘할재량권이없다는이유로단체교섭에응할의무가없다는견해, 66) (ii) 고용관계도파산관재인의업무에속하는파산재단에대한관리처분권에속하며파산관재인이종전사용자의지위를승계한다는이유로축소된범위내에서단체교섭의무가인정된다는견해가있다. 67) 생각컨대파산절차는회생절차와달리청산절차로서영업을폐지하여회사의법인격이소멸될것을예정하고있으므로, 원칙적으로파산관재인에게단체교섭의의무를부과할필요성은없을것이다. 다만사회적필요에의해또는영업양도를통한청산을위해근로관계가계속되는경우에는노동조합법이적용되고, 전술한바와같이파산관재인은사용자의지위에있기때문에직무상재량권을발휘할수있는범위내에서근로조건등에대하여파산관재인은단체교섭에응할의무가있다고할것이며, 정당한이유없이노동조합의단체교 65) 이흥재, 앞의논문, p.210. 66) 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 법인파산실무, p.137; 임치용, 앞의논문, p.85. 67) 윤남근, 앞의논문, p.196; 선재승, 앞의논문, p.529; 이흥재, 앞의논문, p.209; 윤창술, 앞의논문, p.80.

108 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 섭을거부하면부당노동행위에해당할수있다. 2) 관리인 파산관재인의단체교섭의무의한계 단체교섭대상관리인 파산관재인의의무로규정된사항은단체교섭의대상에서제외될것이지만, 재량적판단이허용되는사항은단체교섭의대상으로된다. 68) 예컨대공익 재단채권으로된임금채권의변제금액및변제시기, 해고의시기, 근로관계가계속되고있는근로자에대한근로조건, 배치전환등은단체교섭의대상으로될수있다. 또한잉여인력에대하여희망퇴직을실시할경우희망자가없는경우가많으며, 잉여인력이근로기준법상정리해고의요건을갖출수있느냐의문제보다도부도기업을회생하거나특정영업부분의매각대금을높이기위해서는무엇보다노사의합의가필요로한다. 그래서관리인 파산관재인과노동조합사이에는채무자 ( 부도기업 ) 가감당할수있는최소한의위로금 ( 예 :4개월치급여 ) 을추가로지급하는조건으로잉여인력을정리하기로단체협약을체결하는경우가있는데, 69) 이러한단체협약도허용된다고할것이다. 물론이경우의위로금은공익 재단채권으로인정된다 ( 제179조제14호, 제473 조제4호 ). 2. 단체협약의준수의무와해지등 가. 관리인 파산관재인의단체협약준수의무단체협약이란노동조합과사용자또는사용자단체와의사이에단체교섭에서합의된내용 ( 예 : 임금, 근로시간등의개별적근로관계및당사자의집단적근로관계 ) 을문서화한것을말한다. 70) 단체협약은당사자사이의계약으로서회생 파산절차개시를실효사유로정하고있지않는한회생 파산절차개시결 68) 윤창술, 앞의논문, p.80; 선재승, 앞의논문, p.529. 69) 박승두, 잊을수없는 9 월 14 일 -( 주 ) 인켈 M&A 이야기 ( 법률 SOS, 2007), p.55. 70) 회생절차개시결정이있는경우단체협약의사용자측체결권자에대하여, 판례는 절차개시결정이있는경우제 56 조제 1 항 ( 구회사정리법제 53 조제 1 항 ) 에따라회사사업의경영과재산의관리및처분을하는권한이관리인에게전속되므로정리회사의대표이사가아니라관리인이근로관계상사용자의지위에있게되고, 따라서단체협약의사용자측체결권자는대표이사가아니라관리인이다 고한다 ( 대판 2001. 1. 19, 99 다 72422).

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 109 정에의하여당연히실효하는것이아니므로단체협약의효력은당사자사이에서유지된다. 따라서관리인은회생절차개시전에체결된단체협약이회생절차를진행하는데에지장이있다고하여도그내용을변경하여새로운단체협약을노동조합과체결하거나유효기간이경과하지않는한이에구속된다. 71) 한편일반적으로파산관재인은법원으로부터의선임과동시에근로자전원을해고한후에파산업무의수행을위하여필요한일부를그보조인으로채용하므로단체협약의준수의무문제는발생하지않는다. 다만파산선고후에도일정기간회사의사업을계속할사회적필요성이있거나영업을축소하여이를제3 자에게양도하는방법으로환가하려는경우에는영업존속기간에차이가있음을제외하고는회생절차와별다른차이가없으므로, 파산관재인은단체협약을준수하여야할의무를부담한다고할것이다. 나. 관리인 파산관재인의단체협약해지 1) 문제제기단체협약의법적성질에관하여학설이나누어져있지만, 단체협약은노동조합과사용자라는양당사자가상호의사를교환하여합의된내용을문서화한것이라는점에서계약이라고할수있고, 각조항이당사자쌍방에대하여각종의무를부과하고있고, 이는양당사자가상호대가적의미를갖는채무로서회생 파산절차개시당시쌍방의의무이행의여지가남아있으므로제119조, 제335조의쌍방미이행의쌍무계약에해당한다. 다만제119조제4항은절차개시전에당사자사이에체결된단체협약에관하여회생절차가개시된이후에도미이행쌍무계약임을이유로관리인은해지할수없도록규정하고있다. 한편파산절차의경우에는이러한명문규정이없으므로파산관재인이단체협약을해지할수있는지가문제이다. 물론파산관재인이근로자를전원해고하면더이상집단적근로관계가존재할수없고그결과단체협약은당연히그의미를상실하게되므로, 파산관재인이파산선고후근로자전원에대한해제권을행사하지않고채무자의사업을일부라도계속하는경우에근로관계가지속되는 71) 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 회생사건실무 ( 상 ), p.134.

110 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 근로자에대한관계에서단체협약의해지가문제된다. 2) 학설 (i) 제한적긍정설은파산의본질이기업의해체 청산에있는이상파산관재인은회생절차와달리단체협약을해지할수있지만, 이경우에도단체협약중규범적부분에대하여는임의로해지할수없고채무적부분만해지할수있다고한다. 72) 즉단체협약중채무적부분이해지되는경우근로계약의해지와달리제335조제1항에의하여상대방은손해배상에관하여파산채권자로서그권리를행사할수있으므로채무적부분은관재인의합리적판단하에이를해지할수있다고한다. (ii) 부정설은단체협약이파산관재인의업무수행에지장을초래할수도있고, 또파산의본질은기업의해체 청산에있으므로관재인은제335조에따라당해단체협약을해지할수있다고한다. 73) 3) 소결생각컨대단체협약에는임금 근로시간 휴식 복리후생 인사 근로관계의종료등과같이근로조건기타근로자의대우에관하여정한부분인규범적부분과조합원범위 조합활동보장 평화의무 노동쟁의의해결 단체교섭 고충처리등과같이채무적부분이있다. 그런데노동조합법은근로자보호및노사관계안정을위하여근로조건기타근로자의대우에관한기준에위반하는취업규칙또는근로계약의부분을무효로하고, 그무효로된부분또는근로계약에규정되지않은사항은단체협약에정한기준에의한다고하여규범적부분의모든조항에대하여강행적 보충적효력을인정하고있으므로 ( 동법제33 조 ), 단체협약중규범적부분은관리인 파산관재인이쌍방미이행을이유로일방적으로해지할수없다. 그리고단체협약중채무적부분은쌍무계약과달리일방당사자의의무가상대방의다른의무와대가 견련관계에있지않으며, 회생 파산재단으로부터변제될의무가아니다. 74) 따라서관리인 파산관재인 72) 선재성, 앞의논문, p.525; 윤창술, 앞의논문, p.77. 73) 서울중앙지방법원파산부실무연구회, 회생사건실무 ( 상 ), p.136; 임치용, 앞의논문, p.70; 전병서, 앞의책, p.95.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 111 은회생 파산절차개시를이유로단체협약을해지할수없으며, 결국제119조제4항은주의적규정에불과하다고할것이다. 한편제119조와제335조는계약당사자의공평과회생 파산절차의신속한진행을도모하기위하여관리인 파산관재인에게미이행쌍무계약에관한선택권 ( 이행또는해제 해지 ) 을부여할뿐다른법률규정의적용을배제하지않고있다는점, 제122조는채무자에대하여계속적공급의무를부담하는쌍무계약의상대방은회생절차개시신청전의공급으로발생한회생채권또는회생담보권을변제하지아니함을이유로절차개시후그의무의이행을거부할수없지만, 단체협약을불이행한경우에는그의무의이행을거부할수있다고규정하고있다는점, 단체협약은당사자인노동조합과사용자측사이의계약이라는점을고려할때, 당사자들이단체협약을불이행할경우에다른상대방은단체협약을해지할수있다고할것이다 ( 민법제543조이하 ). 다만단체협약이근로조건규제및노사관계안정의기능을가진다는점에비추어단체협약의해지는중요한규범적부분의계속적불이행이나평화의무위반등단체협약의존립의의를위협할정도의중대한위반이나불이행의경우에한하여인정된다고해석된다. 또한당사자가단체협약체결시에전혀예견할수없었던사정의변경이발생하여단체협약을존속시키는것이사회통념상현저히부당한경우에도당사자일방이단체협약을해지할수있다고할것이다. 75) 다. 도산상태에서체결된단체협약의효력 - 부인권행사의대상여부부인권이란, 회생 파산절차개시전에채무자가채권자등을해하는것을알고한행위또는다른채권자와의평등을해하는변제, 담보의제공등과같은행위를한경우회생 파산절차개시후에관리인 파산관재인이그행위의효력을부인하고일탈된재산의회복을목적으로하는권리이다 ( 제100조, 제391 74) Gottwald, 103 Rdnr. 68, 70; Schaub, Arbeitsrechts-Handbuch, 11.Aufl., 2005, 202 Rdnr. 1, 2; Kuhn/Uhlenbruck, 17 KO Rdnr. 7b; Jaeger/Henckel, 17 KO Rdnr. 30; Baur/Stürner, a.a.o., Rdnr. 9.17. 한편박승두, 앞의논문 p.99 도단체협약중회사의존속을전제로하는조항은효력을소멸하고, 단체협약은청산의목적범위내에서효력을가지며, 미이행쌍무계약에관한규정은단체협약에는적용되지않는다고한다. 75) 임종률, p.168; 김형배, 앞의책, p.795.

112 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 조 ). 그렇다면채무자가지급정지나회생 파산절차개시의신청이있은후또는그전 60일이내에노동조합과퇴직금의지급액을대폭인상하는등의단체협약을체결하였을경우에단체협약을부인할수있는지가문제이다. 생각컨대이러한단체협약의체결은결국회생 파산재단의감소를초래하여회생 파산채권자의권리를악의적으로침해하게되므로부인권행사의대상이된다고할것이다. 76) 3. 부당노동행위 가. 위장도산부당노동행위의금지에의하여사업폐지또는회사해산의자유까지제한 박탈되지않으므로, 회생 파산절차개시의신청원인이있는한채무자는기업경영의자유에기하여회생 파산절차개시의신청을할수있고, 그것이노동조합의단결권등을방해하기위한것이아닌한절차개시신청행위는노동위원회의구제명령의대상이되는부당노동행위에해당하지않는다. 77) 따라서관리인 파산관재인은근로기준법에따라근로자를해고할수있다. 이와달리사용자가노동조합의활동을혐오하여노동조합자체를와해하려하거나노동조합활동에주동적인근로자를해고하기위하여회생 파산절차를이용하는것은부당노동행위가된다. 그러므로근로자또는노동조합은회생 파산절차개시신청에관한재판에대하여법률상이해를가진자로서 ( 제13조제1항 ), 절차개시결정에대하여즉시항고를할수있다 ( 제53조제1항, 제316조제1항 ). 즉시항고가허용되는기간은재판의공고가있는경우에는공고가있은날로부터 14일이내이고 ( 제13조제2항 ), 재판의공고를하지않은경우에는송달을받은날또는재판의고지를받은날로부터 1주일이다 ( 제33조, 민사소송법제 444조 ). 초일은산입하지않는다 ( 제33조, 민사소송법제170조, 민법제157조 ). 76) 이흥재, 앞의논문, p.209; 선재성, 앞의논문, p.515. 77) 대판 2004. 2. 27, 2003 두 902; 전병서, 앞의책, p.94; 임치용, 앞의논문, p.82.

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 113 나. 불이익취급인해고와단체교섭거부파산절차는채무자의재산을환가하여채권자에게공평한배당을목적으로하고, 임금채권에는우선변제특권이인정되므로, 파산관재인은파산선고후에바로파산절차의일환으로서근로자에대한해고절차를밟는것이일반적인데, 이러한해고자체는그성격상부당노동행위에해당되지않는다. 그러나회생절차가개시된경우또는파산선고후사업의일부를계속하는경우에는부당노동행위의법리가그대로적용된다고할것이다. 따라서관리인 파산관재인이특정근로자에대하여행한불이익취급의해고는부당노동행위가된다고할것이다. 회생절차가개시된경우또는사회적필요에의해또는영업양도를통한청산을위해근로관계가계속되는경우에는노동조합법이적용되고, 전술한바와같이관리인 파산관재인은사용자의지위에있기때문에직무상재량권을발휘할수있는범위내에서근로조건등에대하여파산관재인은단체교섭에응할의무가있으며, 정당한이유없이노동조합의단체교섭을거부하면부당노동행위가성립한다. Ⅳ. 맺음말 지금과같이경제적여건이어려울수록회생 파산사건이증가할것이고, 이로인해회생 파산절차에서의근로계약및단체협약에대한여러문제점이대두될것이다. 이를대비하기위해제도적으로해결하여야할몇가지를지적내지제안하고자한다. 첫째, 채무자회생법은채무자인회사에회생 파산절차가개시되면근로자의임금 퇴직금 재해보상금에대해그발생시기가절차개시전후인지여부를묻지않고모두공익채권내지재단채권으로다루어지는데, 채권자평등의원칙에비추어볼때근로자의임금채권전액을공익 재단채권으로취급하여다른채권자보다우선하는것은정당하다고할수없으며, 사회적약자의보호는국가의책무이지회생 파산채권자의희생에의해보호되어야할사항이아

114 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 니다. 또한임금채권등의특별대우로인하여회생 파산채권자의배당재원이되는회생 파산재단의부실을초래하여회생 파산절차의기능을저해하여서는안될것이다. 따라서근로기준법제37조, 근로자퇴직급여보장법제11조의입법취지와부합될수있도록독일도산법제55조제1항, 일본파산법제98조, 제149조및일본회사갱생법제130조와같이임금채권등의일부만을공익 재단채권으로하고나머지는회생 파산채권으로취급하는것을입법적으로검토할필요가있다고할것이다. 둘째, 회생 파산절차가개시된채무자의영업부분을양수한자가채무자의근로자에대한체불임금이나체불퇴직금등의채무를승계하고퇴직금산정을할때에도양수전후의근속연수를통산하여야한다면, 양수인은파산관재인 ( 관리인 ) 과의사이에영업 ( 사업 ) 부분에대한매매가격을산정할때에이점을고려하게될것이고, 이로인해파산재단 ( 회생재단 ) 에귀속되어야할매매대금이대폭감축될것인데, 이는양수인에게근로관계가승계된근로자가승계되지않은근로자나파산관재인 ( 관리인 ) 에의해해고된근로자보다더보호받게되는결과를초래하게된다는점, 영업부분을해체하여사업재산의전부를양도하는경우보다영업양도를하는경우가파산채권자나회생채권자에게더불이익하게된다는점, 승계로인해파산관재인 ( 관리인 ) 은인수희망자를구할수없어서자산만을양도하고, 근로자를해고할수밖에없게될것인데, 이는근로자보호라는노동법의이념에도부합하지않는다는점을고려할때, 제281조에대한입법적인재검토가필요하다고할것이다. 셋째, 도산관련법이채무자회생법으로통합되었지만, 동일내용이회생절차 파산절차및개인회생절차에규정되어있는등체계적인면이떨어지는점이아쉽게생각하며, 채무자회생법과노동법등관련제도에대한심도있는연구를진행하여체계적이고효율적인채무자회생법을완성하여야할것이다. 넷째, 채무를제대로변제하지못하는상태에서채무자가파산이나회생을골라서절차를신청하는것은자의적이다. 하나의도산절차에들어와최선의결과를가져올수있는절차를진행하여야한다. 그런데채무자회생법은단일법체계를취하였지만, 제1편총칙, 제2편회생절차, 제3편파산절차, 제4편개인회생절차, 제5편국제도산, 제6편벌칙을구성하여절차상호간의연계성강

회생 파산절차개시가근로계약과단체협약에미치는영향 ( 양형우 ) 115 화에역행하고있다. 그결과그성질과적용범위가유사한공익채권과재단채권을회생절차에서는공익채권을그리고파산절차에서는재단채권을규정하고있다. 반면에서독일도산법은실질적 형식적규정을구별하지않고, 규정들을이론적으로일련의절차과정에따라규정하고있다. 78) 즉제1장일반규정, 제2 장도산절차의개시, 제3장도산절차개시의효과, 제4장도산재단의관리와환가, 제5장도산채권자의만족, 제6장도산계획, 제7장채무자에의한자기관리, 제8장잔여채무의면책, 제9장소비자도산절차, 제10장특별종류의도산절차두고있는데, 이런입법체계는우리채무자회생법의체계에시사점이많다고할것이다. 참고문헌 김경욱. 파산재단의범위에관한연구 - 파산법제6조를중심으로. 한국비교사법학회, 비교사법 8 (1) (2001): 485~514. 박승두. 도산절차의진행이근로관계에미치는영향. 인권과정의 322 (2003. 6): 86~103. 방준식. 독일경영조직법상경영협의회의기능과역할. 한국기업법학회, 기업법연구 21 (1) (2007): 345~365. 서경환. 회사정리절차가계약관계에미치는영향. 재판자료제86집 : 회사정리법 화의법상의제문제. 법원도서관, 2000, pp.557~681. 선재성. 파산과근로관계. 재판자료제82집 : 파산법의제문제 ( 상 ), 법원도서관, 1999, pp.492~537. 양형우. 쌍무계약에대한파산절차개시의효과. 연세법학연구회, 연세법학연구 6 (1) (1999): 315~336.. 파산절차개시의일반적효과. 법조 598 (2006. 7): 143~192. 78) Bork, a.a.o., Rdnr. 18; Uhlenbruck, Das neue Insolvenzrecht: Insolvenzordnung und Einführungsgesetz nebst Materialien, 1.Aufl., 1994, S. 29.

116 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호. 파산관재인과통정허위표시에서의제3 자. 인권과정의 383 (2008. 7), 67~93. 윤남근. 파산관재인 - 그법률상지위와권한을중심으로. 재판자료제82집 : 파산법의제문제 ( 상 ), 법원도서관, 1999, pp.174~229. 윤창술. 파산절차에서의단체협약과근로계약. 인권과정의 281 (2000. 1): 75~85. 이흥재. 도산절차와근로관계. 남효순 김재형공편, 도산법강의. 법문사, 2005, pp.191~213. 임종헌. 파산절차가미이행쌍무계약에미치는영향. 인권과정의 241 (1996. 9): 26~48. 임치용. 파산절차의개시가고용계약에미치는영향, 법조 600 (2006. 9): 57~96. 須藤英章 宮川勝之 深山雅也. 新しい破産法解說. 三省堂, 2004, pp.140~ 141. 伊藤眞. 破産法. 有斐閣, 1999, pp.141~155. Baur/Stürner, Zwangsvollstreckungs- Konkurs- und Vergleichsrecht, Band II: Insolvenzrecht, 12.Aufl., 1990, pp.108~119. Bork, Einführung in das Insolvenzrecht, 3.Aufl., 2002, pp.78~82. Düwell, Änderungs- und Beendigungskündigung nach dem neuen Insolvenzrecht, Kölner Schrift zur Insolvenzordnung, 1.Aufl., 1997, pp.1103~1125. Georg Annuß, J. von Staudingers Kommentar zum Bürgerlichen Gesetzbuch mit Einführungsgesetz und Nebengesetzen, Buch 2, 12.Aufl., 2005, pp.707~844. Gottwald, Insolvenzrechts-Handbuch, 3.Aufl., 2006, 103, pp.1~80. Häsemeyer, Insolvenzrecht, 4.Aufl., 2007, pp.639~692. Henckel, Die Betriebsveräußerung im Konkurs, ZIP 1980, p.8. Hess, Insolvenzrecht, 4.Aufl., 2007, pp.181~193.

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118 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 abstract Auswirkungen der Eröffnung des Insolvenzverfahrens auf bestehende Arbeits - und Tarifverträge Hyung Woo Yang Das Arbeitsverhältnis wird durch die Insolvenzeröffnung über das Vermögen des Arbeitsgebers nicht etwa aufgelöst, sondern besteht grundsätzlich mit allen Rechten und Pflichten der Parteien fort. Der Insolvenzverwalter muß die Arbeitnehmer also zunächst einmal weiterbeschäftigen und ihre Löhne und Gehälter aus der Masse bezahlen( 179 Nr.10, 473 Nr.10 koreanische Insolvenzordnung). Auch Rückständige Löhne aus der Zeit vor der Eröffnung des Insolvenzverfahrens sind Masseforderungen des Arbeitsnehmers. Nach dem Grundsatz der Gleichbehandlung aller Insolvenzgläubiger ist jedoch eine Privilegierung der Arbeitnehmer gegenüber anderen Gläubigern nicht ohne Weiteres zu rechtfertigen. Der Insolvenzverwalter kann das fortbestehende Dienstverhältnis mit der gesetzlichen oder tarifvertraglichen Kündigunsfrist kündigen( 119,335 KInsO). Nach 663 I koreanischem BGB kann allerdings der Arbeitnehmer das Dienstverhältnis kündigen. Anderseits unterfallen nach meiner Meinung Tarifverträge nicht der Vorschrift des 119,335. Der normative Teil ist kein Vertrag, der schuldrechtliche Teil enthält keine Verpflichtungen, die aus dem Vermögen des Schuldners zu befriedigen wären. Keywords : Arbeitsvertrag, Dienstverhältnis, Tarifvertrag, Insolvenzeröffnung über das Vermögen des Arbeitsgebers, Kündigung des Arbeitsverhältnisses

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 119 노동정책연구 1) 2008. 제8권제4호 pp.119~146 c 한국노동연구원 연구논문 경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로이성균 * 이논문은경제위기이후가구단위의소득격차를가구원직업구성과관련하여분석하였다. 경제위기이후가구소득격차는주로가구주의근로소득격차에의하여발생하였으며, 배우자근로소득등에의해서도더욱확대되었다. 또한가구소득격차는가구주와배우자의직업과도밀접히관련된다. 가구주직업으로서경영전문직을한편으로, 단순노무직을다른한편으로직업구조상의소득양극화가진행되고있다. 더구나맞벌이부부가증가하고가구주와배우자의직업이동질화되는경향이나타나면서, 가구주개인보다는가구단위를기준으로할때소득격차가더높았다. 가구주의직업이단순노무직인가구, 배우자가미취업자이거나저임금직종인가구의소득은계속낮아지며, 이들과경영전문직과의격차는더욱확대되었다. 가구소득불평등문제를해결하기위해서는가구단위에서소득을증대시킬수있는정책이시급하다. 가구주와배우자등가구원들이저소득직종을벗어나취업한다면, 가구총소득이증가하여저소득상태에서벗어날수있다. 따라서가구원의취업률을향상시키는것이기본적으로필요하며, 가구원들이생계를유지할만한일자리에취업하도록인적자원개발을지원하고취업여성을위한지원정책도중요하다. 핵심용어 : 가구소득불평등, 가구주와배우자의직업, 가구주근로소득, 부부의직업적동질성 논문접수일 : 2008 년 9 월 16 일, 심사의뢰일 : 2008 년 10 월 7 일, 심사완료일 : 2008 년 12 월 22 일 * 울산대학교사회과학부교수 (skleeuou@chol.com)

120 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 I. 서론 한국의소득불평등이경제위기이전보다이후에더욱확대되었다는점은잘알려진사실이다. 경제위기를계기로취업난과고용불안정이지속되면서저소득계층이확대되었고, 다른한편으로는임금뿐만아니라주식 부동산의가치상승으로소득수준이더높아진계층도존재한다 ( 김영미 한준, 2007; 한국노동연구원, 2007; 최희갑, 2002). 또한고소득집단과저소득집단의가계수지도대조적이다. 고소득층은가처분소득보다지출액이적어가계수지상흑자를기록하였으나저소득층은소비지출규모가고소득층에비하여 1/3에불과함에도불구하고소득자체가매우낮아서가계적자폭도확대되었다 ( 통계청, 2008; 여유진 김미곤 김태완 양시현 최현수, 2005). 학자들은최근의소득격차문제를다양한시각에서분석하고있다. 노동시장을연구하는학자들은개인차원의임금을기준으로기업규모 성 직업 산업 계급 종사상지위별소득격차를비교하였고 ( 정이환, 2006; Shin, 2004), 특히최근에는정규직과비정규직의임금격차를실증적으로분석한연구들이다수발표되었다 ( 전병유 신동균 신관호 이성균 남기곤, 2006; 정진호 최강식, 2000). 이들은취업자개인의경제적보상과노동시장지위의연관성을분석하고, 최근의소득불평등이노동시장지위와밀접히관련되어있음을설명하였다. 소득격차를연구하는또다른경향은가구단위소득을중심으로하는것이다. 가구주의소득이하락하고실업문제가발생하자, 배우자들이취업하고추가적인가구소득을확보하는사례가증가하였다. 따라서많은학자들은배우자소득을포함한가구총소득을기준으로소득격차를분석하였고 ( 반정호, 2008; 이병희 강신욱外, 2007; 정진호 황덕순 이병희 최강식, 2002; 이정우 이성림, 2001), 일부학자들은배우자의취업활동과근로소득을소득집단별로비교하였다 ( 김영미 신광영, 2008; 정의철 김진욱, 2007; 남상섭 신범철 안병룡, 2005; 이성림, 2005). 이러한연구는소득에대한연구범위를넓힌다는점에서중요한의의가있다. 원래가구소득은가구주와배우자의근로소득등다

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 121 양한소득구성요소를포함하는데, 이러한연구들은 전체가구소득에서가구주의근로소득이차지하는비중이높기때문에가구소득불평등이주로가구주근로소득격차에의하여결정된다 는현실을잘나타낸다. 또한가구소득을중심으로하는연구는가구원의경제적생활상태의불평등에대한시사점을제공한다. 일반적으로가구원들은취업상태와무관하게가구소득을공유하기때문에, 가구총소득을연구하는작업은가구단위의경제적생활상태를파악하는데도움이된다. 그러나가구단위의연구에서여전히해명되지않은점은가구원직업구성과가구소득불평등의연관성이다. 가구주의근로소득격차를낳는직업은무엇이며, 배우자가취업할경우배우자의직업및근로소득이가구소득불평등에미치는영향은무엇인가? 기존연구들은가구주의학력이나연령집단별로가구소득불평등요인을분석하지만 ( 정의철 김진욱, 2007; 여유진外, 2005; 정진호 황덕순 이병희 최강식, 2002), 노동시장지위를나타내는직업등에대한구분이없다. 직업집단을구분한반정호의연구 (2008) 는근로소득혹은시장소득을비교하였으나, 직업구분에서는사무직등일부직종에국한된다. 주지하다시피, 노동의분화와소득분배의연관성을나타내는기본적인지표는직업이기때문에, 개인의물질적보상수준도이러한직업적질서 (occupational order) 에영향을받는다 (Reid, 1981). 가구소득이주로가구주근로소득에의하여결정된다면, 가구주근로소득은가구주의직업등노동시장지위에의하여결정될것이다. 또한경제위기이후배우자의취업률이증가하고이들의추가소득이발생한다면, 배우자의직업과소득의연관성을규명할필요가있다. 특히배우자의취업이나직업활동이가구주의직업과무관하지않다면, 가구주와배우자의직업구성, 그리고이러한노동시장지위가가구소득에미치는영향을구체적으로해명할필요가있다. 이러한연구는소득불평등을완화하려는정책에도일정한시사점을제공할것이다. 정부는소득양극화추세에직면하여소득보장정책과일자리제공정책등다양한대책을추진해왔으며, 취업지원, 직업훈련, 일자리공급, 취업알선정책에서알수있듯이, 대부분의일자리제공정책은직업을기준으로실행되어왔다. 따라서가구단위취업자들의직업구성과소득격차의연관성을분석한다

122 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 면, 가구소득격차가발생하는메커니즘을이론적으로파악하고소득격차해소를위한노동시장정책을마련하는데도움이된다. 따라서이논문은가구소득격차가발생하는요인을소득구성항목별로찾아보고, 부부의직업구성과가구소득의연관성을실증적으로분석하고자한다. 첫째, 가구소득의구성요소가가구소득격차에미치는영향정도를찾아본다. 가구소득은일반적으로가구주의근로소득, 배우자등가구원의근로소득, 사업및부업소득, 재산소득등으로구성되는데, 이가운데각각의소득항목이소득격차에미치는영향을실증적으로분석한다. 둘째, 가구주와배우자의직업을중심으로가구소득격차에영향을미치는노동시장요인을분석한다. 노동시장에서의소득을결정하는요인은매우다양하지만, 이논문에서는가구주와배우자의직업구성을살펴보고가구단위직업구성과소득격차의연관성을설명한다. 이연구의분석대상은도시지역임금소득자가구이다. 일반적으로소득격차를파악하기위해서는대기업소유주, 농어민, 자영업자들을분석에포함해야하지만, 한국사회에서이들의소득을소득구성항목별로자세히조사한자료는없다고해도과언이아니다. 표본의선택과정이나응답의신뢰도문제로인하여이들의소득을일관성있게조사한자료는거의없으며, 이들의소득을조사한일부자료의경우에도표본이작기때문에분석결과의통계적유의미성을찾기어려운경우가대부분이다. 따라서이연구는근로소득을갖는직업인으로서의기업경영진과기타봉급생활자를대상으로하며, 임금소득이없는자산소유자는분석에서제외된다. Ⅱ. 이론적시각 1. 소득과직업의연관성 소득, 가족, 교육, 건강등경제 사회적불평등에영향을미치는요인은매우많지만, 학자들이불평등수준을파악하기위하여공통적으로사용하는경

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 123 험적지표는직업이다. 직업은 재화를생산하거나서비스를제공하는활동의사회적 기술적유형 으로서, 경제적보상이나사회적명예와같은반대급부를얻기위하여특정한경제활동에지속적으로종사하는사람들의집단 을의미한다 ( 유홍준, 2000: 6). 따라서많은학자들은소득과같은경제적보상수준이직업별로어떻게상이한가분석하였으며, 일부학자들은 직업에따른계급척도 (occupational class scales) 를마련하고소득수준을파악하였다 (Crompton, 1995: 78). 그러나직업의경제적보상은제도나환경등에따라서변화한다. 직업자체는경제활동의기술적분업구조에서의위치를지칭하므로, 특정한직업이다른직업보다 선험적으로 높은경제적보상과사회적명예를갖는다고전제하기어렵다. 특정직업의소득수준은해당국가의경제활동의특성이나사회제도적맥락에따라서다양하고, 시기적으로도노동력의수요와공급등에따라서변화한다. 현재직업과소득의연관성을분석하는데가장많이언급되는것은봉급생활자로불리는임금소득집단의내적다양성이다. 주지하다시피, 자본주의의기술적분업구조가고도화되면서경영관리직과사무직등정신노동에종사하는집단이양적으로증가하였고전문기술을가진직업집단도내적으로분화되는경향이나타났다 (Goldthorpe, 1987). 특히최근에는경제여건이변화하면서, 각직업에대한수요가변동하고직업간소득격차도새로운특징을나타낸다. 많은기업은경영환경의불안정성에대응하여다양한생산방식과고용형태를도입하였으며, 핵심 / 비핵심인력에대하여상이한방식으로보상하고있다. 2) 즉경영관리직과전문직등핵심직무종사자에게는숙련형성을위한인적자원개발과높은보상체계를, 주변부미숙련노동력에게는상대적으로적은직업훈련기회와저임금체계를적용한다 (Regini, 2000). 또한컴퓨터와정보통신기술이발전함에따라서, 전문화된지식과기술을활용하는직업에대한수요가증가하지만육체적생산능력에기초한단순노무직이나개인서비스직종에대한수요는감소하였다 (Webster, 1995; OECD, 2000). 결국현대사회의직업간소득격차는새로운특징을나타낼것이다. 기업경영 2) 노동유연화와소득불평등에대한자세한논의는이성균 (2004) 을참고.

124 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 에핵심적인경영관리직이나전문직에대한수요증가는임금프리미엄을낳지만, 주변부업무에종사하는단순노무직등에대한수요감소는이들의저임금화를낳는다 (Castells, 2000). 따라서현대자본주의의기술적변화에가장많은영향을받는직업집단인경영전문직과단순노무직의소득격차는과거보다더욱확대될것이다. 2. 가구단위소득과직업구성의연관성 소득격차를이해하는데있어서새롭게부각된것은가구단위총소득의차이이다. 앞에서설명한소득과직업에대한논의는주로취업자개인을단위로한것이지만, 최근들어서맞벌이부부가증가하면서부부의경제활동과가구총소득에대한관심이증가하였다. 1인소득자가구에서는가구주개인의소득격차가가구소득격차를설명하지만, 맞벌이가구에서는가구주와배우자의소득을모두합한총소득이가구소득격차를설명한다. 또한전자의경우에는가구주 1인의소득과직업의연관성을파악할필요가있으나, 후자의경우에는부부의소득과직업구성을동시에고려할필요가있다. 최근에가구원직업구성을연구하는가장큰이유는맞벌이부부의증가이다. 1985~96년의유럽선진자본주의국가를예로들면 (OECD, 1998), 유럽연합의 1인근로소득자가구는전체가구의 35% 로서 10년전에비하여 6.1% 감소하였다. 반면 2인이상근로소득자가구의비율은동기간에 5.6% 증가한 53.7% 에이른다. 가구구성원의취업상태를기준으로할때, 1인근로소득자가구는감소하고 2인이상근로소득자가구와미취업자가구가증가하는 가구원취업구조의양극화현상 (polarization) 이확대되고있다 (OECD, 1998: 21). 한국의경우에도성차별적고용금지제도도입, 경제활동참여의식의변화등으로여성의취업률이높아지고맞벌이부부도증가하고있다. 특히경제위기이후가구주의소득감소에대응하여배우자와다른가구구성원들이노동시장에참여하거나노동시간을확대함으로써가구소득을보존하는사례가증가하고있다 ( 김영미 신광영, 2008; 이성림, 2005; 강이수, 2001). 따라서가구주 1인의소득에의존하는가구는줄어들고 2인이상의소득을가구원들이공유하는가

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 125 구가증가하는것이현재한국사회의가구경제활동의특징이라고할수있다. 이러한가구구성의변화는소득격차에도영향을미친다. 가구주 1인의소득액수도중요하지만, 추가적인소득활동을하는배우자의존재, 그리고이들의소득수준등에따라서가구소득차이가발생한다. 또한배우자의취업상태와소득수준은개인단위의소득격차를완화시킬수도있고더욱강화시킬수도있다. 3) 배우자의경제활동이주로저소득층에서이루어진국가에서는전체적인가구소득격차를완화시키지만 (Danziger, 2002), 배우자의취업이저소득층보다는중산층이나고소득층에서확대된경우에는가구소득격차가더욱증가하는사례도존재한다. 그러나부부의취업가능성이나직업적구성은우연한결과라고해석할수없다. 결혼자체가사회적지위등과직접관련되고가계의문화적정체성을나타내므로, 배우자개인의취업가능성, 취업시직업및소득수준은가구주의경제적상태등과밀접히관련될것이다. 전문직의배우자가단순노무직에취업할가능성보다는전문직이거나미취업주부일가능성이높고, 생산직종사자의배우자가의사와같은특정직업군에종사할가능성은매우낮은것이현실이다. 4) 특히여성의입장에서보자면, 고소득직업인은자신의직업적지위와소득수준에걸맞는배우자와결혼할가능성이높으며, 저소득직업인도비슷한인적자본이나경력의직업종사자와결혼할가능성이높다. 결혼이계급적성격을갖는다는학자들의주장은이러한부부의직업적동질성을잘나타낸다 (Wright, 1997; Crompton, 1995). 따라서배우자와가구주의직업이동질화되는경향이있다면, 맞벌이부부의증가혹은배우자의추가소득이소득불평등을완화한다고단정하기어렵다. 맞벌이가구가저소득직업보다는고소득직업에서더많고이러한부부의직업 3) 여성의경제활동참여와가구소득불평등의연관성에대한자세한논의는김영미 신광영 (2008) 을참고. 4) 배우자직업선호도에대한발표는이러한직업적동질성을상징적으로나타낸다. 한결혼정보회사의발표에의하면, 대부분의미혼자들은결혼후맞벌이부부를희망하며, 남성이희망하는배우자직업은판사, 한의사, 의사, 4~5 급관리공무원, 변리사, 법무관, 공기업연구개발직 ( 박사 ) 의순서이며, 여성이희망하는배우자의직업도치과의사, 약사, 한의사, 전문의사, 고위공무원, 판사, 공기업임원, 변리사등이다 (www.jobkorea.co.kr).

126 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 별동질성이존재할경우에, 맞벌이부부의증가는고소득가구의추가소득을 증가시켜저소득가구와의소득격차를확대할것이다. Ⅲ. 연구방법및자료 1. 실증연구방법 이연구는가구소득격차를분석하기위하여분산분석과회귀분석을실시한다. 첫째, 일반적으로가구주직업이나학력등명목변수 (categorical variables) 를활용하여소득불평등요인을분해할경우에가장많이활용하는방법은집단내 (within) 불평등과집단간 (between) 불평등을구분하는분산분석이다. 이연구에서도소득구성항목과직업집단의불평등효과를분석하기위해서분산분석의논리 (decompositions of inequality) 에기초한 Shorrocks의소득불평등분해방법 (decompositions of inequality) 을활용한다. 그는 총소득의격차가가구주근로소득, 배우자근로소득, 사업 부업소득등각소득항목의차이에의하여어느정도설명되는가 를파악하기위하여분산값을활용하였다 (Shorrocks, 1982). 즉가구총소득 (Y) 은가구주및배우자근로소득, 사업 부업소득등각소득항목 (Y k ) 들의합계이므로, 총소득의격차는 i) 근로소득등개별소득항목자체의분산값과 ii) 개별소득항목과전체소득의연관성에의하여결정된다. 이를수학적으로설명하면다음과같다. σ 2 (Y)= σ 2 (Y k )+ jk σ(y t )σ(y k ) (1) tk는 Y t 와 Y k 의상관계수 (correlation coefficient). 또한식 (1) 에서개별소득항목 (Y k ) 의차이가총소득격차에미치는영향의정도는 S* k (σ 2 )=σ 2 (Y k )+ tk σ(y t )σ(y kt ), 이러한개별소득항목 (Y k ) 이총소득격차를설명하는정도 (proportional contributions) 는 S* k (σ 2 )/σ 2 (Y) 에의하여파악된다. 이러한통계방법을활용하여유럽국가들의소득불평등을분석한연구에의하면, 가구소득격차는주로근로소득에의하여설명된다. 벨기에의소득불평등

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 127 가운데 81.1% 는근로소득격차에의하여설명되었으며, 이러한근로소득의설명력은캐나다 (89.9%), 핀란드 (78.8%), 이탈리아 (72.1%) 에서도매우높은수준이다. 5) 또한일본의경우에도 1998년에가구단위의근로소득의격차가전체가구소득격차의 76% 를설명하였다 (Toshiaki, 2005). 따라서소득구성요소의효과를파악하기위한두번째방법은직업과같은노동시장지위가근로소득격차, 더나아가가구소득격차를어느정도설명하는가를분석하는것이다. 즉 소득격차가노동시장에서의특정한직업집단내부의개인별소득차이로인하여발생하는것인가, 아니면직업집단간의차이에의하여발생하는것인가 를분리해서분석하는작업이필요하다. 이에대한의문은다음의공식에의하여규명된다. σ 2 t = s it σ 2 it + s it (W it -W t ) 2 (2) (2) 에서 s it 는 t시점에서 집단이전체구성원에서차지하는비중, σ it 는 t시점에서 집단의분산값, (W it -W t ) 2 는 t시점에서집단별평균소득 (W) 의분산을의미한다. 이방법은해당집단의비중 (s it ) 을고려하기때문에, 각집단의소득액수자체뿐만아니라집단의규모가소득격차에미치는영향도종합적으로설명한다. 예를들어서특정직업의소득이평균소득보다높거나낮더라도이집단구성원의비중이매우낮다면, 이집단의상대적고 ( 저 ) 소득이전체적인소득격차에미치는효과는크지않다. 마지막으로이연구는회귀분석을실시하고, 가구주의직업이개인적특성과학력의소득효과를통제한경우에가구소득에미치는순효과 (net effect) 를분석한다. 앞에서설명한분산분석이소득불평등에대한직업간차이와직업내차이의상대적설명력을보여준다면, 회귀분석은각시기별로소득을결정하는다양한요인들을좀더구체적으로보여준다. 특히다중회귀분석은가구주와배우자직업의소득에대한순효과를동시에나타내기때문에, 인적자본이나 5) 이수치는 1990 년대중반기각국가의가처분소득을기준으로한근로소득의설명력이므로소득자체를기준으로한연구결과와동일하게해석하기어렵다. 그러나근로소득의설명력이대부분의 OECD 국가에서 75% 이상을차지할정도로높다는점은다른연구에서도확인할수있다. 자세한설명은 Oxley, Burniaux, Dang and d'ercole(1997) 과 Forster and Pearson(2002) 을참고할것.

128 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 특성등이동일한경우에개인의직업자체가소득에미치는영향을좀더명확히알수있다. 더구나회귀분석은직업이외의변수 ( 예 : 종사상지위, 학력, 연령등 ) 의소득효과를나타내기때문에, 분산분석결과의 직업내 차이부문을설명하는데도움이될것이다. 2. 자료 이연구는가구단위소득자료를기초로한다. 경제위기이후가구소득을조사한자료는일부존재하지만, 지난 10년간의소득을일관된항목으로조사한자료는통계청의 ( 도시 ) 가계조사 이다. 이자료는전국도시지역에거주하는가구를대상으로가구의수입과지출에관한사항, 가구주와배우자들의직업활동에관한사항, 가구구성에관한사항, 주거에관한사항등을조사하였으며, 확률비례추출방법 (PPS) 에의해서표본을추출하였다. 여기에서가구소득은가구당월평균금액이며, 가구주개인의소득, 가구원의소득 ( 근로소득 ), 사업소득, 재산소득등을모두포함한다. 이연구는배우자와가구주의직업을 6개집단 ( 경영전문직, 준전문직, 사무직, 판매서비스직, 생산기능직, 단순노무직 ) 으로구분하며, 배우자의직업구분에서는위의 6개집단에미취업자를포함한 7개집단으로구분한다. 이자료가도시임금소득자가구를대상으로하기때문에가구주는대부분취업자이다. 그러나배우자는취업자와미취업자를모두포함하기때문에, 배우자의직업구분에서는 미취업자 범주를추가한것이다. 이자료가운데실증분석에활용한것은임금소득자를가구주로둔 2인이상가구이다. 경제위기이후 10년간의소득격차현황을파악하기위해서는동일한기준의가구소득을분석해야하는데, ( 전국 ) 도시가계조사 는 2002년전에는 2 인이상가구를, 이후 (2006년자료 ) 에는 1인이상가구를조사하였다. 따라서두시기의소득수준을일관성있게파악하기위해서도시가구가운데 2인이상가구를대상으로하였다. 응답자는 1998년자료 37,175가구, 2006년자료 43,529가구이다.

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 129 Ⅳ. 한국의가구소득격차 : 예비적고찰 1. 10 분위집단및소득구성항목별격차 소득분포상의 10분위집단간가구소득격차는경제위기전보다이후에더확대되었고, 특히최상위소득집단과최하위소득집단의차이도예전에비하여더높은수준이다. 비록시기별로두집단간소득격차가줄어든경우도있으나, 전반적으로는소득격차가증가하는경향을나타낸다. 예를들어서가구주근로소득을기준으로하면, 최상위집단의가구주근로소득은 1997년에최하위소득집단의 4.8배이었으나 1998년에는 6.5배, 2006년에는 6.8배로높아졌다 ( 그림 1 참고 ). [ 그림 1] 소득구성항목별최고소득계층 ( 상위 10%) 과최저소득계층 ( 하위 10%) 의비율 ( 단위 : 배 ) 9.5 8.5 7.5 6.5 5.5 4.5 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 자료 : 통계청 (KOSIS). 가구주근로소득가구주 + 배우자근로소득부부소득합계

130 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 또한가구소득격차는가구주근로소득만을기준으로할경우보다는배우자소득을포함한경우에더욱확대되었다. 1998년에두집단의가구주근로소득은 6.5배이었으나, 이시기가구주와배우자의근로소득합계는 7.4배로증가하였다. 2006년에도최상위집단과최하위집단의가구주근로소득격차가 6.8배인데반하여, 가구주와배우자의근로소득합계는 7.9배에이른다. 이것은가구주근로소득이높은집단에서배우자추가소득이더많이발생하였음을시사한다. 2. 가구주직업별가구소득격차 가구소득격차는가구주직업별로도명확하다. 가구주근로소득을기준으로하면, ( 가구주직업으로서 ) 생산직은경영전문직의 1/2, 단순노무직의소득은 1/3에불과하다. 중산층을구성하는준전문직과판매서비스직의차이도주목된다. 준전문직가구의근로소득, 배우자소득, 가구총소득의증가폭은사무직이나판매서비스직보다훨씬높다. 또한이러한직업별차이는배우자의소득을기 < 표 1> 가구주직업별가구소득격차 : 소득항목별비교 ( 단위 :%) 가구주직업 - 경영전문직 - 준전문직 - 사무직 - 판매서비스직 - 생산직 - 단순노무직직업간격차 - 경영전문- 생산 - 경영전문- 노무 - 준전문 -판매 구성비 가구주 근로소득 배우자근로소득 가구소득 합계 1998 2006 1998 2006 1998 2006 1998 2006 10.5 14.2 16.3 8.6 38.7 11.6 10.7 11.8 17.8 11.1 34.6 13.9 - - 162.0 121.4 107.2 80.9 88.2 56.0 54.4 34.6 66.7 152.0 129.7 120.4 75.1 92.3 46.9 60.8 30.9 57.9 169.6 114.8 122.4 60.3 81.0 78.9 47.8 46.5 52.6 152.7 137.6 112.3 76.9 90.4 54.8 59.6 36.1 55.9 162.9 120.3 112.3 78.9 87.3 59.1 53.6 36.3 65.6 152.0 131.1 118.9 75.5 92.0 48.3 60.5 31.8 57.6 주 : 구성비는전체취업자가운데각직업의비중 (%) 을, 소득의수치는해당연도의항목별평균소득을기준 (=100) 으로할때각직업의상대적소득비율을의미한다. 또한직업간격차는경영전문직 ( 혹은준전문직 ) 을 100으로할경우에각직업집단의상대적소득비율을의미함.

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 131 준으로할경우에도거의비슷하게나타났다. 2006년의경우에가구주가경영전문직인가구의배우자소득은배우자평균소득의 1.5배이며, 단순노무직가구의배우자소득은 50% 에불과하다. 가구주직업을기준으로한소득격차에서더욱흥미로운것은 1998년과 2006년의직업별상대적소득비율이다. 가구주근로소득을기준으로하면, 경영전문직과생산직, 그리고준전문직과판매서비스직의차이는 2006년들어서감소되었으나, 경영전문직과단순노무직의차이는오히려확대되었다. 배우자의소득을기준으로해도, 경영전문직과생산직과의차이는매우큰폭으로감소하였으나, 노무직과의차이는더욱확대되었다. 일반적으로생산직과단순노무직이저소득직종을구성한다고가정하면, 저소득직종가운데단순노무직의상대적소득하락이소득격차를더욱주도한것으로파악할수있다. 단순노무직가구의가구주소득자체도상대적으로하락하였고, 이러한가구의배우자소득도다른직업집단보다큰폭으로하락했다. 3. 가구단위직업구성과가구소득격차의현황 이러한결과는가구주의직업뿐만아니라배우자의취업가능성혹은부부의직업별구성과도밀접히관련된다. 배우자의취업률은 1998년보다 2006년에약간더높아져, 맞벌이부부가증가하였음을알수있다. 가구주가취업한경우에배우자의취업률은 28.5% 에서 34.8% 로증가하였으며, 특히가구주가생산직인경우에는배우자취업률이 10% 이상증가하였다. 배우자취업률증가경향은경영전문직, 준전문직, 사무직등대부분의직업에서동일하게나타났다. 그러나배우자취업률이낮아진유일한경우는가구주가단순노무직인가구이다. 단순노무직은저임금과고용불안정을특징으로하기때문에, 경제위기이후에가구주가단순노무직인경우에배우자의취업활동및추가소득이더욱필요할것으로예상할수있다. 그러나배우자의취업률이낮아짐으로써, 가구단위의추가소득수요를충족하지못하고가구총소득도상대적으로낮아질가능성이높다. 앞의 < 표 1> 에서단순노무직의배우자소득하락폭이가장크다는점은이러한배우자취업률하락과밀접히관련된다.

132 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 표 2> 가구주와배우자의직업구성과소득격차 배우자 경영전문직 준전문직 사무직판매서비스생산직 단순노무직 ( 단위 :%) 무직합계 I. 구성비 1. 1998년 1) 전체 2.3 2.6 3.1 8.3 5.9 6.3 71.5 100 2) 가구주 -경영전문직 3) 가구주 -준전문직 4) 가구주 -사무직 5) 가구주- 판매서비스 6) 가구주 -생산직 7) 가구주 -단순노무 2. 2006년 11.9 2.6 3.4 0.8 0.2 0.1 5.9 6.4 4.0 1.0 0.7 0.6 2.9 5.7 6.9 2.5 1.7 0.3 5.4 7.4 7.2 6.3 10.0 9.2 1.3 2.3 2.9 4.2 9.1 9.2 2.1 3.5 4.4 4.0 8.0 11.9 70.6 72.1 71.3 81.1 70.3 68.7 100 100 100 100 100 100 1) 전체 3.3 3.1 5.4 12.1 4.4 6.5 65.2 100 2) 가구주 -경영전문직 3) 가구주 -준전문직 4) 가구주 -사무직 12.9 7.2 3.6 5.3 6.9 4.0 6.2 9.6 8.7 7.9 8.7 11.0 1.2 1.9 2.5 0.8 2.2 4.3 65.8 63.6 66.0 100 100 100 5) 가구주 -판매서비스 6) 가구주 -생산직 7) 가구주 -단순노무 2.0 0.5 0.3 2.6 1.9 0.7 5.2 3.8 1.0 8.1 16.2 12.9 3.2 8.2 3.0 5.2 9.5 10.8 73.7 59.9 71.3 100 100 100 II. 부부직업구성과상대적소득비율 1. 1998년 1) 전체 225.4 157.4 158.4 123.6 105.8 111.8 87.1 100 2) 가구주 -경영전문직 253.4 192.6 175.7 192.5 160.3 168.7 142.2 162.8 3) 가구주 -단순노무 - - 90.7 86.7 79.8 72.3 50.2 59.1 2. 2006년 1) 전체 170.1 134.1 139.9 116.1 104.1 95.9 88.2 100 2) 가구주 -경영전문직 241.4 191.2 169.4 167.9 161.9 123.1 129.9 151.9 3) 가구주 -단순노무 - - 114.3 81.0 73.2 69.1 36.9 48.3 주 : 상대적소득비율은전체가구의소득 (=100) 을기준으로할때, 해당가구소득의상대적값을의미하며, 가구주가단순노무직, 배우자가경영전문직 은사례수가매우작아표에서생략. 또한배우자가취업한경우에가구주와배우자의직업별동질성이강화되는경향이존재한다. 가구주가경영전문직인가구에서가장많은배우자직업도경영전문직이었으며, 판매서비스직가구주의배우자가운데가장많은직업은판매서비스직이었다. 또한직업의동질성범위를확대할경우에도, 가구주가

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 133 저소득직종인경우에배우자직업도저소득관련직종에서높은비중을차지하며, 고소득층인경우에는평균이상의소득을얻는직업에집중되어있다. 이러한부부직업구성은가구소득격차에영향을미친다. 첫째, 가구주의직업이동일한경우에도배우자의직업에따라서소득이달라진다. 가구주가고소득직종인경영전문직의경우에 배우자-경영관리직 의소득은경영전문직가구평균소득의 1.5배이며, 배우자-무직 인경우에는경영전문직평균소득의 87% 에불과하다. 또한가구주가단순노무직의경우에도 배우자-단순노무직 은단순노무직의평균적인가구소득보다높지만, 배우자-무직 인경우에는평균소득의 85% 이다. 둘째, 가구소득격차가가장큰집단은고소득층동일직업가구와저소득층배우자무직가구이다. 2006년자료를보면 ( 표 2), 가구주-경영전문직, 배우자-경영전문직 인가구와 가구주- 단순노무직, 배우자-무직 인가구의소득은당해연도평균소득의 231.6% : 37.1% 이었다. 더구나후자의가구소득이 1998년에평균가구소득의 50% 이었다는점을고려하면, 이러한저소득가구의소득하락폭이가장크다는점도알수있다. 결국가구소득격차는가구주의직업에따라서달라지며, 배우자의취업상태및직업의종류등에따라서영향을받고있다. 특히맞벌이부부가증가하고부부의직업적동질성이강화되기때문에, 가구소득격차는가구주의근로소득만을기준으로할때보다는배우자의소득등을합할경우에더확대되었다. V. 가구소득항목과직업의불평등효과 : 분산분석 앞에서살펴본바와같이가구소득격차가소득구성항목및가구주등의직업에따라서많은차이를나타낸다면, 가구소득불평등이발생하는메커니즘을좀더구체적으로파악하기위해서는 어떤소득항목의차이가가구소득격차를주도하는가, 그리고가구주나배우자의직업이소득격차에미치는영향은어느정도인가? 에대한해답을찾아야한다. 이에대한해답은가구소득격차를소득구성항목별로분해하는작업과직업집단간차이를실증적으로분석하는작

134 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 업에의하여규명될것이다. 1. 소득항목별설명력 한국의가구소득격차에가장큰영향을미치는소득구성항목은근로소득, 특히가구주의근로소득이다 ( 표 3). 가구주의근로소득은가구단위의사업 부업소득이나재산소득보다훨씬높은정도로소득격차에영향을미치며, 배우자근로소득도가구주의근로소득보다는낮지만사업 부업소득이나재산소득보다더높은수준으로소득격차를설명한다. 또한가구주와배우자의근로소득이전체가구소득불평등에미친영향은 1998년보다 2006년에더높다. 가구주의근로소득차이가가구소득에미치는영향은 1998년에 55.2% 이었으나, 2006년에는 62% 로증가하였고, 배우자근로소득의영향력도 13.5% 에서 14.9% 로증가하였다. 이러한결과는조사대상이근로소득에일차적으로의존하는도시임금소득자가구라는점과밀접히관련되다. 도시가구의근로소득은이기간에경상소득의 90% 를차지하였으며, 가구주근로소득이경상소득에서차지하는비중도각각 75.2%(1998년 ), 73.0%(2006년 ) 이었다. 또한배우자근로소득도가구총소득의 10% 를차지하기때문에가구소득 격차 에두번째로높은영향을미친다. 따라서도시임금소득자가구총소득의대부분을차지하는가구주근로소득 < 표 3> 소득항목별구성비와소득불평등기여도 ( 단위 :%) 소득구성비소득불평등기여도소득항목구분 1998년 2006년 1998년 2006년시기별차이 근로소득 90.7 90.7 76.48 83.11 6.63 - 가구주근로소득 75.2 73.0 55.22 62.02 6.79 - 배우자근로소득 9.2 10.8 13.52 14.95 1.43 사업및부업소득 4.1 3.6 5.48 8.05 2.57 재산소득 2.2 1.1 4.15 2.67-1.48 주 : 소득구성비는해당연도의경상소득가운데각소득항목이차지하는비율이며, 소득불평등기여도는 Shorrocks의분석방법에의한결과. 총소득구성항목가운데이전소득등은표에서제외함.

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 135 의차이, 그리고배우자의추가소득의차이가가구총소득의 격차 를낳는다. 배우자가취업하고추가소득이발생할수록가구총소득이확대되는것은이러한소득구성의필연적결과이다. 반면, 재산소득이가구소득불평등에미치는영향은근로소득보다낮다. 부동산과같은 재산 의가치는높을수있으나, 이러한재산을기초로 소득 ( 임대소득등 ) 을얻는임금소득자의비중은매우낮고재산 소득 액수자체도평균적으로도가구소득의 2% 에도못미친다. 따라서재산자체의가치는많은차이를나타낼수있으나, 적어도도시임금소득자가구의경우에는재산에서발생하는소득의격차가전체적인소득격차에미친영향은크지않다. 6) 2. 가구주직업간소득격차의설명력 가구소득격차가일차적으로가구주근로소득의격차에의하여주로결정된다는사실은가구소득불평등이가구주의직업과밀접히관련된다는점을의미한다. 실제로 1998년의가구소득격차를직업별로분해하면 ( 표 4를참고 ), 가구주근로소득격차의 20.9%, 가구근로소득격차의 15.8%, 가구총소득격차의 14.7% 는가구주의 직업 이라는단일한요인에의하여설명되었다. 반면, 근로소득을제외한재산소득등은가구주의직업과밀접히관련되지않으며, 가구주의직업간차이가이러한소득의격차를설명하는정도도매우낮다. 또한가구주의직업간차이가전체가구소득격차를설명하는정도는 1998년보다는 2006년들어서더크다. 예를들어서가구주의직업간차이는 2006년에가구주근로소득격차의 24.7%, 가구원근로소득의 16.7%, 가구총소득의 14.9% 를설명한다. 또한사업및부업소득격차에대한가구주직업의영향력도 1998 년보다는 2006년에더증가하였다. 따라서가구주의직업간소득격차가최근한국사회의가구소득불평등과이러한불평등의 확대 를설명하는요인가운데한가지임을알수있다. 6) 그러나이연구가비임금자산소유가를제외하기때문에, 한국사회의재산소득격차를파악하기위해서는이러한비임금자산가들을포함한또다른자료를분석할필요가있다. 이에대한분석은서론에서지적하였듯이충분한표본을포함한자료가공개되는추후시기의과제로남긴다.

136 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 표 4> 가구소득격차에대한분해 (decomposition) 분석결과 소득구성항목 I. 가구총소득 1998년 2006년 II. 근로소득 1998년 2006년 II-1. 가구주근로소득 1998년 2006년 II-2. 배우자근로소득 1998년 2006년 III. 사업 부업소득 1998년 2006년 IV. 재산소득 1998년 2006년 총분산 (A) 0.39 0.42 0.41 0.52 0.44 0.57 0.55 0.87 0.53 4.40 1.69 3.83 직업내분산 (B) 0.33 0.35 0.34 0.43 0.35 0.43 0.45 0.80 0.47 4.09 1.67 3.79 직업간분산 (C) 0.06 0.07 0.07 0.09 0.09 0.14 0.10 0.07 0.06 0.31 0.02 0.04 직업간분산의비중 (C/A, %) 12.88 14.85 15.76 16.69 20.96 24.71 16.86 9.17 2.23 7.07 1.29 1.02 그렇다면가구주직업간근로소득격차는어떤직업의차이에의하여주로발생하였는가? 분산분석의논리에의하면 ( 식 2), 각직업이직업간소득격차에미친영향력은해당직업의소득과취업자전체의평균소득의차이, 그리고각직업종사자들의비중등에의하여결정된다. 따라서직업의영향력을가장쉽게파악할수있는것은 소득이높고취업자비중이높은 직업집단과 소득이낮지만취업자비중이높은 직업집단을비교하는것이다. 앞의 < 표 1> 에서알수있듯이, 한국사회의경우에전자의대표적인사례는경영전문직, 후자의대표적인사례는생산직과단순노무직이다. 분산분석결과는경제위기이후한국의가구소득격차를주도하는것은단순노무직의상대적저소득화라는사실을보여준다 ( 표 5). 앞에서정리한 < 표 2> 에서가구주의직업별구성비를기준으로하면, 생산직의비중이단순노무직보다높기때문에이들의근로소득변동이소득격차를확대할것으로예상할수있다. 그러나가구주근로소득평균값을기준으로하면, 단순노무직이생산직

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 137 보다더낮고배우자의취업률및근로소득도훨씬더낮기때문에, 단순노무직의소득이낮아질수록직업간가구소득격차가더욱확대된다. 더구나 ( 가구주의직업으로서 ) 생산직이임금근로자에서차지하는비중은 2006년에낮아진데반하여, 단순노무직의비중은동시기에증가하였고이들의근로소득도상대적으로더욱낮아졌다. 따라서생산직보다는단순노무직의저소득화가직업간소득격차에미치는영향이더크며, 이러한영향의정도는 1998년보다 2006 년에더높다. 또한경영전문직의고소득화도가구소득격차를주도한다. 이집단의근로소득은다른집단보다도훨씬높고전체취업자가운데차지하는비중도 10% 이상을유지하였다. 특히전문직은전체취업자의 8.5%(2006년기준 ) 를차지할정도로높은비중을차지하기때문에, 직업간소득격차에많은영향을미친다. 비록이직업집단의가구주근로소득비중이 2006년들어서약간하락하여 ( 표 5 참고 ) 가구소득격차에미치는영향도줄었으나, 경영전문직가구주의높은근로소득은여전이가구소득격차를확대하는요인이다. 또한평균소득이상의소득집단가운데준전문직도일정한영향을미친다. 이집단의경우에가구주근로소득과배우자근로소득이경영전문직다음으로높고, 소득비중도 1998년보다는 2006년들어서더욱높아져가구주근로소득격차를확대하는데일조하고있다. < 표 5> 직업간근로소득격차의직업별구성비 직업구분 가구주근로소득기준 배우자근로소득기준 부부근로소득기준 1998년 2006년 1998년 2006년 1998년 2006년 직업간분산합계 0.09 0.14 0.10 0.07 0.07 0.09 분산의직업별구성비 (%) - 경영전문직 - 준전문직 - 사무직 - 판매서비스직 - 생산직 - 단순노무직 100 34.9 11.1 4.5 4.8 4.1 40.3 100 19.6 10.2 9.5 6.3 0.3 54.1 100 45.4 6.1 13.1 0.5 21.2 13.7 100 41.2 12.8 8.1 0.11 14.7 21.2 100 45.7 11.4 4.5 4.8 10.6 23.2 100 27.9 10.6 9.7 8.9 1.9 41.0 주 : 직업간분산합계는 < 표 4> 의직업간분산값 (C) 을의미하며, 분산의직업별구성 비는직업별평균소득분산값이직업간분산합계에서차지하는비중을의미함.

138 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 한편, 고소득직업집단과저소득직업집단은배우자의근로소득격차를설명하는데있어서도중요한의미를갖는다. 앞의 < 표 4> 에서배우자근로소득격차의 16.9% 가가구주의직업간차이에의하여설명된다는점을확인하였는데, 이를직업별로분해하면경영전문직과다른직업의차이가배우자근로소득격차의 40% 이상을설명하고있다 ( 표 5 참고 ). 또한단순노무직의경우에도배우자취업률이나추가근로소득이다른직업집단보다낮기때문에, 이들의저소득화는배우자의근로소득격차의상당정도를설명한다. 결국경영전문직가구주의높은근로소득과이들의배우자추가소득, 그리고단순노무직가구주의근로소득과이들의배우자들의상대적저소득화가최근의가구소득격차를확대한다. 특히단순노무직종사자들은근속기간이나임금수준이낮고실업및재취업에서도어려움을경험하기때문에, 상대적빈곤의가능성도높을것으로예상할수있다. Ⅵ. 가구단위직업의소득불평등순효과 : 회귀분석 가구주와배우자의직업이가구소득불평등에미치는영향은회귀분석결과에서도확인할수있다. 일반적으로직업은성이나학력과일정하게관련되기때문에, 특정한직업의평균소득액수를비교한다고해당직업의소득불평등 ( 순 ) 효과를정확히알수는없다. 이러한문제점을해결하는방법은회귀분석이다. 회귀분석은직업에연관될가능성이있는다른조건이동일한경우에직업의순 (net) 소득효과를나타내므로, 회귀분석결과를자세히살펴보면직업이소득에미치는영향을명확히할수있다. 1998년과 2006년의월평균가구소득 ( 로그값 ) 을종속변수로하여회귀분석을실시하면 ( 표 6), 가구소득은가구주와배우자의인적특성 ( 성, 연령, 학력등 ) 과가구유형등에의하여결정되며, 7) 이러한인적특성이나가구유형의효과를통제한경우에도가구주와배우자의직업에의하여많은영향을받았다. 7) 회귀분석결과는인적특성이가구소득에미치는영향도보여준다. 예를들어서, 가구주가여성일수록, 고졸이하의저학력일수록가구소득이낮아진다.

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 139 < 표 6> 가구소득결정요인에대한회귀분석 변수 가구주의성 ( 여성 ) 연령연령 2 학력 ( 기준 = 고졸 ) 고졸미만대학이상가구주직업 ( 기준 = 사무직 ) - 경영전문직 - 준전문직 - 판매서비스직 - 생산직 - 단순노무직가구주고용 ( 기준 = 정규직 ) 부부근로소득 가구소득 1998년 2006년 1998년 2006년 -0.09** -0.12** -0.06** -0.07** 1.12** 1.43** 1.16** 1.26** -0.99** -1.38** -1.00** -1.13** -0.04** 0.01 0.14** 0.04** -0.04** -0.12** -0.17** -0.08** 0.01* 0.06** 0.03** -0.09** -0.13** -0.22** -0.06** 0.01 0.12** 0.04** -0.05** -0.14** -0.17** -0.12** 0.01* 0.05** 0.03** -0.10** -0.14** -0.20** 비정규직 -0.18** -0.20** -0.17** -0.18** 배우자의성 ( 여성 ) 연령연령 2 학력 ( 기준 = 고졸 ) 고졸미만대학이상 0.11** -0.19** 0.14** -0.001 0.001 0.12** -0.10* 0.04-0.01-0.001 0.12** -0.32** 0.25** -0.01 0.001 0.20** -0.35* 0.23-0.01-0.001 배우자직업 ( 기준 = 사무직 ) - 경영전문직 - 준전문직 - 판매서비스직 - 생산직 - 단순노무직 - 무직 0.03** -0.07** -0.15** -0.09** -0.10** -0.30** 0.03** -0.04** -0.13** -0.05** -0.08** -0.27** 0.03** -0.04** -0.09** -0.07** -0.08** -0.27** 0.04** -0.01** -0.06** -0.05** -0.09** -0.26** 통계량, R 2 0.30 0.38 0.29 0.35 가구주의직업을구분한더미변수 ( 기준범주 = 사무직 ) 들의통계적유의미도와계수값을보면, 가구주가경영전문직인가구와단순노무직인가구에서소득격차가가장크게발생하였다. 연령이나학력, 성과같은다른요인들의효과를통제한경우에, 경영전문직은사무직보다훨씬높은근로소득을나타내며, 이들의계수값은준전문직보다도더크다. 그러나가구주가사무직인가구와저소득직업종사자가구의소득격차도매우크다. 판매서비스직, 생산직, 단순노무직

140 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 가운데사무직과가장큰차이를보이는직업은단순노무직이다. 따라서분산분석에서확인한바와같이, 단순노무직이라는가구주직업의상대적저소득화가가구소득불평등을좀더확대하고있음을다시한번확인할수있다. 또한배우자의직업도가구주의직업과별도로가구소득이나근로소득에영향을미친다. 기준범주가되는 ( 배우자의직업으로서 ) 사무직가구보다더높은임금을받는직업은경영전문직이유일하다. 또한배우자가무직상태인가구, 판매서비스직이나단순노무직에종사하는가구도사무직보다훨씬낮은소득수준에있다. 회귀분석결과에서확인할수있는또다른사항은가구주의종사상지위 ( 정규 / 비정규직 ) 가가구소득에미치는영향이다. 경제위기이후기업의구조조정이일반화되면서, 인건비부담이적은임시 일용직, 파트타임, 계약제형태의고용이증가하였다. 그러나동일한직업에종사한다고하더라도가구주의종사상지위가비정규직인가구소득이정규직보다낮으며, 두집단의가구소득격차는 2006년에들어서도지속되는경향을보인다. 더구나이러한변수의계수값이매우크다는점을볼때, 동일한직업에종사하더라도비정규직지위가소득하락의주요원인임을알수있다. 결국회귀분석결과도가구주와배우자개인의취업과직업에따라서근로소득격차가발생하며, 가구원개인의직업보다부부의직업별구성을기준으로할때소득격차가더욱확대됨을나타낸다. 특히가구주및배우자의직업을기준으로한다면, 전문직가구와단순노무직가구의차이가명확해지며, 특히단순노무직가구의저소득화경향이두드러지게나타난다. Ⅶ. 결론 이연구는임금소득자를중심으로가구소득항목별불평등효과와직업별소득격차효과를실증적으로분석하였다. 경제위기이후가구소득격차는주로가구주의근로소득격차에의하여발생하였으며, 배우자의근로소득등에의해서도더욱확대되고있다. 또한이러한가구소득격차는가구주뿐만아니라배우

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 141 자의직업및추가소득과도밀접히관련된다. 가구주의직업을기준으로하면, 경영전문직을한편으로, 단순노무직을다른한편으로직업구조상의소득양극화가진행되고있다. 이러한소득불평등구조에서가장주목할것은단순노무직등의상대적저소득화이다. 일반적으로소득격차는고소득층의소득증가와저소득층의소득하락에의하여나타나는데, 가구주의직업이단순노무직인가구, 배우자가미취업자이거나저임금직종인가구의소득은여전히낮은상태이며, 이들과경영전문직과의격차는더욱확대되었다. 또한한국사회의가구소득격차는부부의직업적동질화에영향을받는다. 맞벌이부부가증가하고가구주와배우자의직업이동질화되면서, 개인의직업간소득격차보다가구별직업구성에따른소득격차가더욱높다. 특히맞벌이부부만을보면, 상대적고소득층인경영전문직의경우에는배우자가경영전문직에취업하는경우가많아배우자들의추가소득도더욱높아진다. 부부의직업적동질혼경향그리고가구단위소득격차확대는현재의불평등이경제적차원의불평등을넘어서사회적으로뿌리내려진 (socially embedded) 불평등을낳을것이다 (Mogues, Tewodaj and Carter, 2005: 193). 결혼자체가당사자들의가정배경이나사회적지위등과직접관련되며, 배우자의취업가능성, 취업시직업및소득수준은가구주의경제적상태등과밀접히관련된다. 또한경영전문직등고소득직업종사자가구원들은높은가구소득을기초로풍요로운주거환경과문화여가생활을추구하지만, 단순노무직등저소득층가구원들은근로소득만으로는생계를유지하기어려우며, 가구원의교육활동과문화여가활동도고소득층과많은차이를나타낸다. 가구단위의소득이가구원의문화자본을형성하는경제적자본으로기능함으로써 (Bourdieu, 1997; 양은경 이상길 장미혜 조은 주형일 홍성민, 2005), 불평등은장기적으로도재생산될가능성이높다. 따라서가구단위근로소득불평등을완화시키는일은좁게는경제적불평등을, 더넓게는사회적불평등문제를해결하는데반드시필요한작업이다. 본문의분석결과는이러한소득불평등을해결하기위하여다양한노동시장정책이필요함을시사한다. 무엇보다도시급한과제는저소득가구원이많이취업

142 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 한단순노무직의고용안정성과근로소득수준을높이는것이다. 본문에서정리한바와같이단순노무직의소득하락이가장심각한문제라면, 이들이적정임금과고용안정성을보장받을수있는일자리 (decent jobs) 에취업할수있도록지원해야한다. 또한저소득가구원전체의취업률, 특히여성의취업률을높이는일이필요하다. 가구주의직업이저소득층일수록배우자의취업률도낮아진다는점을고려하여, 저소득가구의가구주뿐만아니라배우자가취업하도록지원하는일이중요하다. 가구주가일시적으로저소득직종에종사하더라도다른가구원들이저소득직종을벗어나취업한다면, 가구원전체가생계문제를해결하고저소득상태를벗어날가능성이있다. 저소득가구주와배우자의취업가능성을높이는방법은매우다양하지만, 현재가장시급한노동시장정책은인적자원개발정책이다. 회귀분석에서저학력층이나여성가장가구의소득이낮은점에서알수있듯이, 이들은인적자원의수준이나직업경력상의문제점으로인하여현재의노동시장구조에서어려움을겪고있다. 따라서이들이적정한일자리에서실제로취업하기위해서는인적자원을개발하고직업훈련과취업알선을연계하는제도적장치가필요하다. 또한취업을희망하지만실제로는소득에비하여높은보육비때문에취업을포기하는저소득가계여성을위하여보육비부담을완화하는일등이시급히요청된다. 여성친화적일자리가확대되고취업에도움이되는보육정책이발전한다면, 여성배우자의소득이증가하여가구총소득도증가할것이다. 마지막으로지적할사항은이논문이한국사회의소득격차를과소평가할가능성이다. 이논문은분석대상자들을 2인이상봉급생활자가구로한정하기때문에, 1인가구혹은비임금소득자집단의소득수준을생략하며결과적으로가구격차의실체를과소평가할가능성이있다. 일반적으로한국사회에서는독거노인과같은단독가구의소득이 2인이상가구보다낮으며, 자산가집단과같은비임금소득자가임금소득자보다높은소득수준에있다 ( 통계청, 2008). 이러한문제점은 1인가구와비임금소득집단을대상으로하는정확한소득조사자료를추가적으로분석할때해결될것이다. 이과제는자료가확보되는추후의작업으로넘긴다.

경제위기이후가구단위소득구성요소와직업의소득불평등효과 : 도시임금소득자가구를중심으로 ( 이성균 ) 143 참고문헌 강이수. 변화하는노동시장과여성노동자. 경제와사회 51 (2001): 10~37. 김영미 신광영. 기혼여성노동시장의양극화와가구소득불평등의변화. 경제와사회 77 (2008): 79~106. 김영미 한준. 계급과불평등 : 소득불평등분해를통해본한국불평등구조의변화. 전기사회학회발표문, 2007. 남상섭 신범철 안병룡. 경제위기이후소득분해와불평등의요인분해. 창업정보학회 8 (2) (2005): 159~183. 반정호. 최근소득분배현황과조세및공적이전의재분배효과 : 근로자가구를중심으로. 노동리뷰. 42 (2008. 6): 22~40. 양은경 이상길 장미혜 조은 주형일 홍성민. 문화와계급 : 부르디외와한국사회지. 동문선, 2005. 여유진 김미곤 김태완 양시현 최현수. 빈곤과불평등의동향및요인분해. 한국보건사회연구원연구보고서 2005-11, 2005. 유홍준. 직업사회학. 서울 : 경문사, 2000. 이병희 강신욱외. 최근소득분배및공적이전, 조세의재분배효과추이분석. 양극화민생대책위원회, 2007. 이성균. 경제위기와노동시장변동. 울산대학교출판부, 2004. 이성림. 취업여성배우자의소득기여도와소득분배소득계층이동. 소비자학회연구 16 (4) (2004): 17~34. 이정우 이성림. 한국의부의불평등추계. 경제발전연구 7 (1) (2001): 1~28. 전병유 신동균 신관호 이성균 남기곤. 노동시장양극화의경제적분석. 한국노동연구원, 2006. 정의철 김진욱. 가구특성별소득불평등요인분해에관한연구. 사회보

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146 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 abstract Effect of Income-composing Factors and Occupations on Family Income Inequality after the Economic Crisis : Focusing on the Urban Wage Earners Sungkyun Lee This paper examines the effects of income-composing factors and occupations on the family income inequality after the economic crisis in Korea, By focusing on the urban wage-earners, the paper analyzes the causal relationship between income differentials and occupational composition at the family level. The major findings based on the analysis of variance and regression are as follows. First, family income differentials are higher in the post-crisis period than in the pre-crisis period. The differentials came mainly from the wage gap by the bread-winners. Second, the occupation of the bread-winners at the family level has a significant effect on the income differentials. Whereas family incomes of the managerial or professional occupations get higher, those of the unskilled workers lower. Third, the degree of income inequality became higher after adding the income of other family members. While the proportion of dual-earner-family increases, the occupation of the family members tends to be similar each other. Finally, the relatively low family income of the unskilled workers is one of the main causes of the income differentials in Korea. These findings suggest several policies for reducing inequality at the family level. One of them is the policy to increase the income of all family members, especially that of wife. If they have decent jobs, their chance of being out of poverty trap would be higher. Public policies for human resource management and job creations could lead them to get decent jobs. Keywords : family income inequality, occupational composition, labor income of the bread-winner, occupational similarity.

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 147 노동정책연구 1) 2008. 제8 권제4 호 pp.147~182 c 한국노동연구원 연구논문 지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 이상호 ** 본논문은한국의지역노동시장권 (LLMAs) 을도출하고이를주요경제변수의분석에어떻게적용할지에대한실증적연구이다. 분석을위해서 1995 년부터 2005 년까지의 인구주택총조사 2% 통근자료가사용되었으며, 노동수급의자급률 (Self-Containment rate) 70~75% 기준을적용한분석결과전체표본에서 122 개의지역노동시장권이도출되었다. 지역노동시장권의동태적추이를살펴보면그수가감소하는추세에있는데, 주로수도권지역을비롯한대도시노동시장의확장에기인한것으로나타났다. 교육수준별로도고학력집단과저학력집단의노동시장범위에현격한격차를보였다. 다음으로지역간노동이동에있어서시군구지역과의비교분석을통해지역노동시장권의개념적유의성을확인하였다. 분석결과지역노동시장권은시군구지역보다상대적으로낮은지역간이동률을보이고있어서독립적인노동시장권으로서의적합성이더높은것으로나타났다. 마지막으로인구이동결정요인분석을통해서지역노동시장권개념의적용가능성을검토하였다. 여기에서도지역노동시장권은핵심변수들의관계를보다더잘설명한다는것이확인되었다. 특히지역노동시장권개념자체가지역의기능적특성을포괄하고있기때문에고용률과같은경제변수들의추정결과를해석하는데있어서유용성이크다고할수있다. 이러한결과의차이는교육수준별로상이한노동시장의범위를가정할경우보다선명하게드러났다. 핵심용어 : 지역노동시장권 (LLMAs), 통근권 (TTWAs), 지역단위의가변성문제 (MAUP), 인구이동의선별성, 노동시장분단 논문접수일 : 2008 년 3 월 3 일, 심사의뢰일 : 2008 년 3 월 4 일, 심사완료일 : 2008 년 12 월 11 일 * 본논문은 2009 년 2 월에출간될예정인본인의박사학위논문일부를수정보완한것이다. 본논문을구상하고프로그램을짜는데많은도움을준배기준연구원에게깊은감사를드린다. 국내에서찾기어려운참고문헌들을어렵사리구해준백지영책임연구원에게도감사드린다. 아울러유익한논평을해주신경북대학교경제학과의최정규교수님과익명의심사자들께도감사드린다. ** 한국노동연구원책임연구원 (shlee@kli.re.kr)

148 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 Ⅰ. 서론 일찍이경제학자 Kaldor(1970) 는 경제적행위가이루어지는단위로서의지역을어떻게정의할것인가 를지역연구의가장근본적인문제중하나라고지적한바있다. 이러한인식하에서서구에서는오래전부터지역단위의문제를설정하는방법에대한연구가이루어져왔다. 이와달리우리나라에서는그동안지역연구를수행함에있어서경제적행위의공간적범위에대한세심한고려없이대부분의연구가행정구역단위를기준으로이루어져왔다. 그러나최근지역발전에대한관심이증가하면서과연행정구역에기반한연구및정책설계가적절한지에대한의문이제기되고있다. 예컨대, 특정지역의높은실업률을낮추기위해교육훈련프로그램을실시한다고했을때, 구직자의대부분이제3지역으로흡수되어버린다면프로그램의애초목적과는다른결과를낳게될것이다. 때문에지역인적자원개발정책을설계할때대상지역의노동시장구조에대한분석은반드시선행되어야할것이다. 더구나, 경제주체의행위는행정구역단위의변화보다훨씬가변적일수있다. 가령지역노동시장구조가행정구역과거의동일한경계를공유한다고하더라고그수준이시군구와같은기초단위에서이루어지는지, 아니면광역시도단위에서이루어지는지에따라그함의가다를수있다. 분석대상이실업이나고용과같은하나의변수에그치는것이아니라여러변수간의복합적인관계를고려한다면지역단위의설정문제는더욱복잡해진다. 이처럼지역연구에서는공간단위의변화에따라분석결과가달라지는것이근본적인문제로등장하게된다. 특히통계학및지리학에서는 지역단위의가변성문제 (modifiable areal unit problem : MAUP 로약칭 ) 라고하여공간연구의핵심적인이슈로다루고있다 (Arbia, 1989; 신정엽, 2005; 이상일, 1999) 1). 1) MAUP 는크게두가지로나눌수있다. 첫째는집계의규모를선정하는문제, 즉 스케일문제 (scale problem) 이다. 예컨대, 지역실업률을집계하는데있어서시군구단위로집계하는것과광역시도단위로집계하는것중에서어떤것이더적절한가의문제이다. 두

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 149 이와관련하여서구에서는오래전부터통근행위나산업과같은노동시장기능에초점을맞추어 지역노동시장권 (local labour market areas) 을설정하고분석하고자하는시도들이이루어져왔다. 이를지역노동시장에대한 기능적접근 (functional approach) 이라고하는데가장대표적인것이바로 통근권 (travel to work areas) 에기반한측정방법이다. 즉일자리를찾는노동공급자와노동력을채용하고자하는사용자다수가존재하는지리적단위를하나의독립적인지역노동시장으로규정하는것이다. 그럼에도불구하고한국에서는아직까지지역노동시장권에대한연구가미흡하다. 전통적으로지리학이나통계학분야에서는국토개발계획등을위해기능지역에대한연구가이루어졌으나 ( 이동우外, 2003; 강영옥外, 2007), 지역노동시장권의측정그자체에대한시도로는 2000년인구센서스자료를이용한박진희 (2005) 연구가유일하다. 그러나이연구역시도지역단위의설정이적절했는지여부에대한평가는물론이고도출된지역노동시장권이노동시장연구에어떻게활용될수있는지에대한논의는더이상진행되고있지못하다. 지역연구를수행하는데있어서분석가능한지역단위가제한되어있다는것은학문적으로나정책적으로나그다지바람직스럽지못하다. 특히나우리나라는많은경우이용가능한자료의제약으로거시수준의광역단위연구가제한되어있는데이는집계오류 2) 의문제를낳을수있다. 반대로시군구지역은미시수준의국지적노동시장분석단위로서나름대로의유의성을갖지만, 경제주체의핵심적인노동시장행위가발생하는범위와불일치할수있는문제를안고있다. 이런측면에서중범위수준의분석단위로서한국의실정에맞는지역노동시장권이확정되는것은시급한과제라고할수있다. 이러한문제의식에기초하여이글에서는한국의지역노동시장권을측정하 번째는이러한집계가적절한지역을선정했는가의문제, 즉 집계문제 (aggregation problem) 이다. 예컨대, 인천의부평구나성남시분당구, 고양시일산구와같은지역들이행정구역에기반한광역단위에묶이는것이적절한지, 아니면서울권내에포함되는것이적절한지에대한문제이다. 2) 이와같이광역시도와같은상층수준의집계결과가하위수준의관계를왜곡하는현상을 생태학적오류 (ecological fallacy) 혹은 로빈슨의오류 (Robinson's fallacy) 라고한다. 반대로하위수준의결과를토대로상위수준의관계를해석하려는오류를 원자적오류 (atomistic fallacy) 라고한다.

150 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 고적용가능성을검토하고자한다. 글의구성은다음과같다. 제Ⅱ장에서는지역노동시장권의측정개념과방법을소개하고평가함으로써이개념의유의성과한계점이무엇인지를살펴본다. 제Ⅲ장에서는앞서제시된방법과평가에기반하여한국의지역노동시장권을측정하고그특성을분석한다. 제Ⅳ장에서는지역간인구이동패턴을둘러싼다양한분석을통해서한국에서지역노동시장권개념이얼마나유용하게적용될수있는지를살펴볼것이다. 여기에서는지역노동시장권의스케일을변화시킴에따라서인구이동과관련된주요변수의인과관계가어떻게달라지는가를살펴봄으로써 MAUP가어느정도나타나고있는지를검증할것이다. 마지막으로제Ⅴ장에서는주요결과를요약하고향후의과제를제시할것이다. Ⅱ. 지역노동시장권의측정방법 1. 통근권에기초한지역노동시장권의설정방법 통근권에기반하여지역노동시장을정의하고측정하는방법은 Smart(1974) 의선구적인연구에의해최초로시도된이래, Lever(1979, 1980), Ball(1980), Coombes and Openshaw(1982), Coombes et al.(1986, 1988), Owen and Green (1987) 등에의해수정및보완되었다. 최근에는오스트리아 (Baumann et al., 1983), 스페인 (Casado-Diaz, 2000), 네덜란드 (Laan et al., 2001) 등여러국가들에서이방법이적용되고있다. 영국의대표적인가구패널조사인 BHPS(British Household Panel Survey) 는이방법으로도출된지역노동시장식별코드를제공하고있으며, 유럽단위에서도이접근법을활용하여 고용특구 (employment zones) 설정의가이드라인을제시하는등다양한분야에서활용되고있다 (Eurostat, 1992). 역사적으로지역노동시장측정방법을달리했던미국에서도기존의 MSAs(metropolitan statistical areas) 에기초한지역설정외에통근권분석방법을도입하고있으며 (Killian and Tolbert, 1993; Tolbert et al., 1996), OECD(2000) 에서도국가간지역노동시장성과를분석하는데이방법을적용

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 151 한바있다. 이상의연구들은세부적인차이에도불구하고대부분이동일한방법론에기반하고있다. 이들은특정지역이독립적인노동시장을형성하는지를판단하는데있어서최소한의인구요건및노동수급 자급률 (self-containment level) 이라는두가지기준을도입한다. 노동수급의자급률이란, 특정지역에거주하면서그지역에서일하는취업자 를 역내거주자총수 혹은 역내통근자총수 로나눈값인데, 대부분의경우노동수요와공급모두 75%( 대도시의경우는 70%) 이상이그지역내에서이루어지면독립적인노동시장으로간주한다. 만일어떤단위지역이통계적조건 ( 인구규모및최소자급률 ) 을만족하지못한다면, 통근강도에따라단위지역 i 를중심지 j에통합시킨다. 이때서로다른지역간의통근강도를어떤기준으로평가할것인가의문제가발생한다. 이문제는실제분석과정에서매우민감한이슈이다. 왜냐하면지역들을집계 (aggregation) 하기위해서는지역간의 근접성 (proximity) 을측정하기위한기준이필요하다. 가장보편화된방법은거주지와통근지간에구성된통근행렬로부터두지역간의상대거리를구하여각지역별통근강도를수량화하는것이다. 그런데, 두지역간의상대거리는어떤방법으로구하는가에따라그강도가달라질수있으며, 심지어지역간통근강도의순위마저도바뀔수있다. 따라서, 통근강도 [ 그림 1] 통근행렬의패턴 통근지 i j 거주지 i j : i 지역의역내통근자수 : j 지역의역내통근자수 : i 지역의거주자수 : i 지역으로의통근자총수 : j 지역의거주자수 : j 지역으로의통근자총수

152 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 를계산하는접근방법에많은논쟁이있었다. 예컨대, 박진희 (2005) 가사용한 Smart(1974) 의방법이나미국에서적용된 Tolbert et al.(1996) 의방법은통근행렬내에서통근강도가비대칭적으로산출된다. 본연구는식 (1) 과같이서로다른두지역간의통근강도를대칭적으로계산하면서도두지역의인구대비통근자비율에적절한가중치를제공하는방법을적용하기로한다. 이러한과정을보다자세하게살펴보기위해 [ 그림 Ⅱ-1] 과같은통근행렬을가정하자. 이때 i와 j 두지역간의통근관계는 i 와 j 각각의지역에거주하면서역내에통근하는경우 ( 즉,, ), i 에서 j로통근하는경우 ( ), j 에서 i 로통근하는경우 ( ) 의네가지형태로구분할수있다. 이로부터두지역간의 통근강도는다음과같이계산된다 (Coombes et al.,1986; Casado-Diaz, 2000). (1) 통근행렬에서식 (1) 과같은형태의통근강도가산출되면, 통근강도가가장높은두지역부터통합시키는과정을반복한다. 이때어떤지역이최종적인지역노동시장으로성립하는지여부는자급률기준 ( 구간 ) 과인구규모기준 ( 구간 ) 에따라 [ 그림 2] 와같은형태로판별된다 (Bond and Coombes, 2007). [ 그림 2] 지역노동시장권의결정과정 자급률 (Self-containment rate) A C B 취업자수

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 153 첫째, 어떤지역의자급률 이고, 라면지역노동시장의기준을충족하게된다 ( 영역 A). 거주인구 둘째, 위의기준을충족하지못하더라도 이고, 거 주인구 라면, 지역노동시장기준을충족하게된다 ( 영역 B). 셋째, 위의두기준을충족하지못하더라도만일자급률이 사이에 위치하고, 인구규모가 사이에존재하는경우에는그지역의자급률이 인경우지역노동시장기준을충족하게된 다. 이때,, 이다 ( 영역 C). 2. 통근권접근에대한평가 지역노동시장권접근법의가장큰장점은무엇보다개념적토대와측정방법의일치성에있다. 즉 노동자들이이동을하지않는다는전제하에서다수의노동공급자가갖는구직범위와기업의채용범위가일치하는일상적인범위 라는정의를측정방법이잘구현하고있다는것이다. 따라서시군구지역을분석단위로사용할때발생할수있는거주지와업무지의불일치문제를상당부분해소하게된다. 또한구획된지역은 서로중첩되지않으면서 (mutually exclusive) 도 전국을빠짐없이포괄하므로 (exhaustive) 통계적인척도로서의요건도잘갖추고있다고할수있다. 이러한장점때문에경제학분야에서도공간적범위를어떻게설정하는가에따라분석결과가달라질수있는수많은분야에서지역노동시장권개념이활용되고있다 3). 3) 미국 영국을비롯한각국을대상으로임금곡선의존재여부를다룬 Blanchflower and Oswald (1994) 를비롯하여, 지역노동시장의조정동학을다룬 Blanchard and Katz(1992), 지역간소득격차의수렴여부를다룬 Barro and Sala-i-Martin(1995), 도시경제학의 Isserman et al.(1986), 제도경제학분야의 Crouch et al.(2000) 등수많은연구에서지역간비교연구

154 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 이처럼지역노동시장권은사회과학분야에서행정구역의대안적인분석단위로사용하고있지만여러가지문제와한계점도갖고있다. 우선방법론적인측면의문제점이제기될수있다. Schubert et al.,(1987) 은독자적인노동시장성립여부의준거가되는최소인구기준및자급률의자의성문제를지적하고있다. 또한, 각각의지역들을배타적으로구분할경우경제주체의행위가공간적으로중첩되어나타나는현실을단순화하고왜곡해버리는단점도있다. 마지막으로이런비판을수용한다고하더라도측정된지역노동시장권이시간이지남에따라급격하게변한다면보편적으로수용가능한척도로서의안정성자체가위협받을수도있다. 제도학파와분단노동시장론자의경우에는보다본질적인문제를제기하고있다 (Peck, 1999; Martin, 2003). 이들은통근권과같은계량적인접근법이복잡하게얽혀있는노동시장의작동과정을수치로표현되는거리개념으로단순화한다고비판한다. 또한어떤지역내의노동자들이동질적인통근패턴을갖는다고가정함으로써동일지역내에서성별이나숙련수준에따라상이한통근패턴이나타날수있는가능성을차단하고있다고지적한다. 마지막으로통근권에기반한노동시장권측정은기본적으로노동공급측면의접근에의존하고있으며노동수요측면을충분히고려하지못하고있다. 통근행렬에서노동수요량을측정하고는있지만사업체고유의특성들을반영하고있지는못하다. 때문에 Maggioni and Gambarotto(2006) 는통근권개념을보완하여산업지구와같은생산의특성을포함하는개념으로발전시킨다. 실제로이탈리아통계청의경우 1997년에 이탈리아지역노동시스템 (Italian local labour systems : 이하 LLSs로약칭 ) 이라는새로운기능지역개념을도입했다. 여기서산업지구는 LLSs내의하위지역으로구분되어다른지역시스템간의비교분석이가능하다 4). 를할때지역단위문제는반드시언급되며, 자료의이용가능성내에서 MSA와같은기능지역 ( 주로미국 ) 혹은지역노동시장권 ( 유럽 ) 을기준으로분석하고있다. 4) 참고로이탈리아통계청의산업지구구분은아래의기준에따라이루어졌다. 1 지역특화 (local specialization). 제조업고용몫이전국평균이상. 2 중소기업시스템. 250인이하의중소기업비율이전국평균보다높아야함. 3 산업집중. 특정제조업의고용이그산업의전국평균보다높아야함. 4이때지역시스템은하나의산업지구가된다. 즉지역적으로집중된부문에서중소기업의고용이전국평균이상이어야한다.

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 155 종합하면, 지역노동시장권은지역노동시장분석의유일한기준이라기보다는하나의기준이될수있다 (Morrison, 1990; Martin and Morrison, 2003). 즉일국의노동시장을구성하는중층적단위중하나로서거시수준의광역단위와미시수준의소지역단위를매개하는보완적개념으로보자는것이다. 각각의개념은연구목적과분석대상, 그리고자료의이용가능성에따라특성에맞게보완적으로활용할수있다. 아쉬운점은세부적인측정기준과측정방법을두고활발한논쟁이벌어지는외국과달리아직까지도우리나라에서는지역노동시장권에대한연구가거의이루어져있지않다는점이다. 따라서다음장에서는한국의지역노동시장권을측정하는과정에서기존의방법론이갖는한계들을보완하고자하는시도들을할것이다. 또한도출된지역노동시장권이한국에서는어떤특성을가지며동태적으로는어떤변화를거쳐왔는지도함께살펴볼것이다. Ⅲ. 한국의지역노동시장권측정 이장에서는 인구주택총조사 2% 자료의통근변수를이용하여한국의지역노동시장권을측정하고그특성을살펴본다. 분석을위해크게두가지사항이고려되었다. 첫째, 방법론적측면에서가장많은비판이되고있는자급률기준의자의성을보완하고자다양한자급률을적용할때지역노동시장권의범위가어떻게변화하는지를분석하였다. 대부분의연구들은사전적으로자의성기준 70~75% ( 그림 2의 = 0.70, =0.75) 를최소한의독립적인노동시장요건으로본다. 본연구에서도이를기준으로분석하되, 이기준을엄격하게조정해나갈때지역노동시장의범위가얼마나민감하게반응하는지를파악하기위해서 80~85%, 90~95% 기준을추가적으로적용하였다. 이를통해자급률기준에따른측정방법의안정성수준도함께평가하고자했다. 둘째, 지역노동시장권접근이노동시장의동질성가정에기반하고있다는분단노동시장론의비판을수용하여학력집단별로구분했을때노동시장권이어

156 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 떻게구성되는지를함께살펴보았다. 이때집단의구분은중졸이하를저학력집단으로, 대졸이상을고학력집단으로나누었다. 이러한과정을통해서노동시장범위의이질성수준을파악하는것은물론이고, 이접근법이노동시장분단을다루는데있어서근본적으로배치되는방법인지여부도검토하고자하였다. 분석에사용될표본은 1995년 311,698명, 2000년 321,550명, 2005년 328,968 명의통근취업자로구성한후연도별전체취업자및학력별통근행렬을구성하였다. 분석과정은제Ⅰ장에서소개한절차에따라이루어졌다. 지역구분을위한기초지역은각연도별시군구지역을기본으로하되, 광역시를제외한기타시지역은하나의단위로간주하여최종적으로 234개시군구를기초단위로사용하였다 5). 통근행렬에사용되는두가지의최소인구기준중자급률상한을적용하는 에대해서는별도의기준을두지않았다. 대부분의외국연구들은우리나라의읍면동에해당하는지역을기초단위로하고있기때문에이기준이필요하지만, 우리나라의인구센서스통근자료는시군구지역을최소지역단위로제공하므로전체지역이필요한인구기준을넘어서기때문이다. 다만보다완화된자급률을적용하는인구기준 ( ) 은 1만명, 5만명, 10만명을각각적용하여분석하였다. < 부표 2> 에서도나타나듯이인구기준에따른시뮬레이션결과는 < 표 1> 자급률수준별지역노동시장권의개수 : 1995~2005 년 전체고학력저학력 ( 단위 : 개 ) 70/75 80/85 90/95 70/75 80/85 90/95 70/75 80/85 90/95 1995년 146 112 49 63 41 11 159 144 107 2000년 135 102 33 94 59 12 159 139 89 2005년 122 98 32 63 41 11 150 133 91 주 : 고학력 은최종학력대졸이상, 저학력 은중졸이하로정의함. 5) 1995 년의경우 233 개시군구를사용하는데이당시울산시가광역시로승격되기이전이었으며 북구 가분구되기전이었기때문이었다. 또한, 1995 년에는도농통합의원칙에따라행정구역의대대적인개편이이루졌기때문에 1990 년이전자료의경우시점간매칭문제로분석대상에서제외하였다. 1995 부터 2005 년사이에도여러시군구지역이다른시부와군부로통합되었기때문에 2005 년권역을기준으로 2000 년과 1995 년의지역코드를일치시켰다.

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 157 [ 그림 3] 수도권의지역노동시장 : 전체 (2005 년 ) 70~75% 기준권역 80~85% 기준권역 90~95% 기준권역 그다지큰차이를보이지않아이후의분석에서는통근행렬내광역시최소인구기준수준에해당하는 값을 5만명으로설정하였다 6). 최종적인분석결과는 < 표 2> 및부록의 [ 부도 1], [ 부도 2], [ 부도 3] 에제시되어있으며, 이로부터관찰된노동시장권의특징을요약하면아래와같다. 첫째, 지역노동시장권의개수는자급률수준에민감하게반응한다. 예컨대, [ 부도 2] 에서수도권지역만을확대한 [ 그림 3] 을살펴보면, 자급률을 70~75% 기준을적용했을때 8개의노동시장권이설정된다. 특히서울권은경기북부의고양 파주 양주 동두천 포천 의정부, 경기동부의남양주 구리 하남, 6) 기존의통계패키지가사용하고있는 위계적군집분석 의알고리즘은매우정형화된것으로여기서다루고있는기준들을적용할수없다. 따라서통근행렬을집계하여지역노동시장권을도출하는프로그램은 GAUSS 프로그램에기초하였다. 산출된지역노동시장권은다시수치지도상의지역코드와매칭하여 GIS 프로그램을이용하여지도상에구현하였다.

158 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 경기남부의과천 수원 화성 광주, 경기서부의광명 시흥 안산을포함한다. 그러나 80~85% 기준을적용하면인천 김포, 평택 안성이서울권에포함되는등 4개로줄어든다. 마지막으로 90~95% 기준을적용하면경기도가평을제외한모든서울 경기 인천지역이하나의노동시장권으로통합된다. 따라서, 자급률수준은아래로는기초지역단위로부터궁극적으로는전국노동시장으로연결되는노동시장의위계적구조를반영한다고볼수있다. 둘째, 시간적으로보았을때한국의지역노동시장권은그숫자가줄어들고있는데, 대부분은수도권지역의통합에기인한것으로보인다. 70~75% 자급률을적용했을때에는 2005년기준으로 122개의지역노동시장권이관찰되었다. 이같은규모는 2000년에비해서는 13개, 1995년에비해서는 24개가줄어든수치이다. 그러나 [ 부도 1] 에서도볼수있듯이이러한통합의가장큰부분은서울을비롯한광역시들의도시세력권확장에기인한것이다 7). 다시말해수치적으로는독립적인지역노동시장의지위를차지하고있는것처럼보이지만, 사실상비 ( 非 ) 시장에가까운절반이상의저발전지역들및중소도시들은노동시장범위의변화가거의없다. 셋째, 노동시장권의범위는고학력과저학력집단간에도큰차이를보이고있다. 2005년 75~75% 자급률을기준으로보았을때고학력집단은 63개의통근권이도출되는반면, 저학력집단의경우에는 150개의통근권이도출되었다. 특히서울권의경우저학력노동시장은 6개로세분화되는반면, 고학력자노동시장은 70~75% 자급률수준에서도전체수도권지역을포괄하는것으로나타났다. 요컨대지역노동시장권은행정구역단위와는구별되는별도의범위를갖는다는것이뚜렷하게드러나고있다. 동시에행정구역은거의변화가없는데반해지역노동시장의범위는수도권을중심으로훨씬빠른속도로확장되어왔음을알수있다. 무엇보다학력별패턴의차이가의미하는바는저학력자일수록일상적인노동시장행위의공간적제약이크다는것이다. 만일저학력자집단의경우지역간이동마저도용이하지않다면, 전반적인노동시장성과역시도공 7) 이기간동안수도권을제외한가장큰변화는울산지역인데, 1997 년울산시에서울산광역시로승격되었다.

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 159 간적격차를낳을수있다. 따라서 Peck(1989) 의지적과같이노동시장의공간적분단이구조적으로존재할수있음을의미한다. 여기에대해서는제Ⅳ장에서보다자세하게살펴보기로한다. Ⅳ. 지역간노동이동분석을통한지역노동시장권의적용가능성검토 1. 지역노동시장권과노동이동 지금까지우리는지역노동시장권을측정하고이를바탕으로우리나라지역노동시장의학력별특성및동태적변화과정을살펴보았다. 그러나이러한개념이한국에적용될경우얼마나유의성을갖는지에대해서는고용과노동이동, 임금등과같은주요경제변수들과의관계분석을통해확인되어야한다. 신고전파경제학에서주장하듯이경제주체의노동이동에제약이존재하지않는다면궁극적으로고용과임금과같은주요경제변수의조정이즉각적으로이루어질수있을것이기때문이다. 이경우통근권에기초한지역노동시장권은경제학적유의성의떨어질것이다. 반대로, 정보의불완전성때문이든아니면제도적 문화적요인에기인한것이든노동이동의범위가지역적으로제한된것이라면이개념자체도더욱탄력을받을것이다. 이와함께서론에서도언급한바있는 지역단위의가변성문제 (MAUP) 가한국의지역간이동을분석하는데얼마나민감한이슈인지에대해서도다루고자한다. MAUP란, 연구에사용되는공간단위를어떻게선택하는가에따라분석결과로도출된통계치들이바뀔수있다는것이다. 만일변수의공간적관계에대한통계적결과의차이가크다면, 어떤공간단위를선택하는것이적절한가에대한질문으로이어지게된다. 따라서지역노동시장권과시군구단위의선택, 지역노동시장권내에서자급률과같은기준의선택등은 MAUP와직결되는과제라고할수있다. 이상의논의를다루기위해우선제1절에서는지역간평균이동률격차에대한분석을통해지역노동시장권개념의타당성과유의

160 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 성을확인하고, 제2절에는지역간이동요인에대한회귀모형을통해 MAUP를다룰것이다. < 표 2> 는인구센서스자료의 5년전거주지 와 현재거주지 변수를이용하여지역노동시장권과시군구지역간에지역간노동이동의패턴이어떻게다른지를보여준다. 분석결과는전체표본뿐만아니라학력별특징도함께보여주고있다. 첫째, 지역노동시장권을기준으로한인구이동은 2000~2005년사이에 10.3% 수준에그치고있다. 더구나지역간이동률은시간이흐를수록감소하고있는데 Martin(2003) 의표현을빌리자면노동시장의 공간적유연성 (spacial flexibility) 이감소하고있는것으로해석할수있다. 즉어떤지역내경제활동의독립성이커진다는측면에서한국에서지역노동시장권은분석적으로유용한개념이될수있다. 둘째, 수도권의경우타지역에비해지역노동시장내이동이상대적으로더활발한것으로분석되었다. 서울지역의경우시군구지역간이동률은가장높은데반해, 지역노동시장권을기준으로살펴보았을때에는지역간이동이가장낮은지역으로나타났다. 경기도의경우 1990~1995년기간사이에는오히려광역시보다지역간이동률이더높았던데반해 2000~2005년사이에는광역시도보다낮은수준으로떨어졌다. 셋째, 학력별이동격차도크게나타난다. 고학력집단의경우 2000~2005년사이에 11.0% 가지역노동시장권간이동을경험했지만, 저학력집단은절반에도못미치는 5% 만이지역노동시장권간이동을경험했다. 요컨대, 시군구지역과지역노동시장권중에서어떤기준을사용하는가에따라서지역간이동의특성이상이한것으로나타나고있다. 특히수도권의경우교통통신의발달로인해서경제활동의일상적범위가상대적으로훨씬넓은데이런특성이시군구라는행정단위에제대로반영되고있지못하다. 학력별로는특히고학력자의이동이활발한것으로나타났다. 이들은일상적통근권을넘어서는원거리정보획득이쉽고기업들의채용시장역시도넓기때문에상대적인이동제약이낮은것이다. 반대로저학력자은상대적으로좁은통근권과높은이동제약이존재한다. 이들의경우상대적으로높은불확실성과이동제약

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 161 < 표 2> 지역노동시장권및시군구지역간인구이동률추이 지역별 학력별 1990~1995 년 1995~2000 년 2000~2005 년 지역노동시장권간 시군구지역간 지역노동시장권간 시군구지역간 지역노동시장권간 ( 단위 :%) 시군구지역간 전체 13.2 26.1 11.8 24.1 10.3 21.3 서울 8.3 34.8 7.7 31.7 6.1 29.1 경기 13.4 24.9 11.6 25.1 8.2 24.7 광역시 10.9 27.5 11.5 26.4 11.2 20.3 도 17.8 18.8 14.9 16.3 13.5 15.1 고학력 14.4 38.2 12.3 32.6 11.0 29.7 저학력 7.9 13.1 7.3 10.7 5.0 7.9 으로인해서타지역에새로운고용기회가발생하더라도이동을하는것이어려운것이다. 2. 지역간이동모형분석을통한 MAUP 의검토 지역간이동의결정요인이무엇인가는전통적으로지역경제학과노동경제학의주된학문적관심사였다 (Isserman et al., 1986; Greenwood,1975; 1985). 인적자본론에서는지역간이동이자원배분상의불균형을해소하는균형메커니즘으로작동하는반면, 불균형을강조하는입장에서는노동이동이동질적인것이아니라선별적으로이루어지기때문에균형기제로서한계가있다고주장한다. 구체적으로는학력 성별 인종 연령 경제활동상태등에따른이동률격차가주요한관심대상이되었다인적특성차이에따른이동의선별성여부외에지역의경제 사회 지리적특성들도이동의주요한결정요인이된다. 경제학적으로는인구이동이더많은고용기회와소득창출이위해이루어진다고보기때문에실업률 ( 혹은고용률 ) 과임금이주요관심변수가된다. 지리학이나사회학에서는지역의기후, 환경등과같이삶의질과관계된어메니티차이를강조하는데최근에는주거환경이나교육수준이나노조조직률과같은제도적차이를더중요하게다룬다.

162 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 우리나라의경우에도그동안지리학, 도시경제학, 인구학분야에서위와같은변수들이지역간이동에어떤영향을미치는지에대한연구들이이루어지고있다 ( 권상철, 2005; 이성우, 2002; 이은우, 1998; 최은영, 2004). 그러나외국의연구들이노동시장권이나기능지역을분석단위로하는반면, 국내의연구대부분은거주지기준의분석으로제한되어있다. 더구나고용률이나산업구성등과같은변수들은거주지보다업무지에밀착된변수들이기때문에이러한단위에더욱민감하게반응할수있다. 이러한문제의식하에서지역간이동의결정요인을분석하기위해다음과같은모형을구성하였다. 우선변수구성을살펴보면종속변수는지역별유입자에서유출자를뺀순유입률로하였다. 독립변수는크게세가지범주로구성되었다. 첫째, 인적특성을나타내는대졸자비율, 청년층비율, 여성비율이다. 둘째, 고용기회와같이지역의경제적특성을반영하는변수들로고용기회를반영하는고용률 8) 과산업구조의차이를반영하는제조업종사자비중이다. 셋째, 지역의기능적특성을반영하는변수로노동공급자급률, 노동수요자급률, 그리고일자리비율을구성하였다 9). 종속변수및설명변수의기초통계량은 < 부표 3> 에제시되어있다 10). 분석모형은패널분석모형을사용하였다. 인구센서스내에서는지역간어메니티나제도적차이등의변수들을구성할수없기때문에이들지역특성들은시간에고정된미관측특성으로가정하고 1995, 2000, 2005년자료를패널화하 8) 인구센서스자료내에서실업률의구성을할수없기때문에고용기회의지표로고용률을사용하였다. 9) 통근행렬내에서 를 지역에거주하는총경제활동인구수, : 지역의일자 리총수라고할때, 노동공급자급률은 /, 노동수요자급률은 /, 지역의일자리비율은 / 와같이정의된다. 일자리비율이높은지역일수록 업무지에가깝고, 낮은지역일수록주거지에가깝다. 10) 물론종속변수인인구유입률과설명변수들간에는 역인과관계 (reverse causality) 의문제가존재할수있다. 또한지역의누락된특성에대한문제제기도있을있다. 그러나여기서주된관심사는지역단위가달라질경우경제변수의계수가어떻게달라질것인가에주된관심을쏟고있기때문에본분석결과의함의에큰영향을주지않을것이라고본다. 이러한종류의내생성문제는집계적수준의연구에서흔히나타나는것으로, 이미많은기존의연구들에서사용되고있기때문에모형상의한계로남겨둔다.

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 163 여고정효과및임의효과모형으로분석하였다 11). 시군구지역의경우 3개년도의지역단위를일치시키는데큰문제가없었지만, 지역노동시장권은각각의연도별로지역이커지기때문에 2005년기준권역을이전연도에적용하였다. MAUP의검증을위해두가지단계로분석이진행되었다. 우선 < 표 3> 에제시된바와같이지역노동시장권의범위, 즉자급률수준을변화시킴에따라추정치들이어떻게변화하는지를살펴보았다 12). 가장첫번째로확인할수있는것은집계의수준이높아질수록, 즉하나의지역노동시장권이포괄하는범위가넓어질수록모형의전체적인설명력이낮아진다는점이다. 자급률수준의변화에관계없이일정한설명력과유의도를보이는변수는연도더미를제외하고나면청년층비율이유일하다. 여성인구비율의경우에도자급률 80~85% 수준까지는 10% 유의수준내에서통계적으로유의미한설명력을보여서노동시장의공간적범위에따른영향이상대적으로크지않았다. 이와는대조적으로인구유입률과양 (+) 의관계를갖는것으로알려진고학력비율의경우에는자급률 70~75% 기준에서만유의한것으로나타났다. 경제적변수인고용률과제조업비중의경우공간적범위에따른변화가큰것으로확인되었다. 고용률의경우자급률 70~75% 수준까지는 5% 유의수준내에서통계적인설명력이확인되었지만제조업비중의경우에는각각 60~ 65% 자급률과 80~85% 자급률수준에서만 10% 유의수준내에서통계적유의성이확인되었다. 요컨대, 지역별인구학적특성변수와경제적변수의인과관계가유지되는최대한의자급률범위는대략적으로 70~75% 수준임을확인할수있다. 이범 11) 어메니티를구성하는요소들중기후나환경은시간에따라큰차이가없겠지만문화적요소들은시간에따라변할수있다. 그러나노동이동에영향을미칠수있는지역의개방성, 문화적요소나지역적성향들도단기간내에크게바뀌는것은아니다. 우리나라의경우지방자치의발전수준이미약하고, 지역단위의교섭구조가존재하는것도아니므로지역의고유한제도들이크게바뀌었다고보기어렵다. 따라서이런요소들을통칭하여지역의고유한미관측특성으로보는것이현실적으로완전히상식과어듯난가정은아니다. 12) 이상일 (1999) 에따르면분산이큰변수일수록합역의영향을많이받고, 공간범위가커질수록변수들간의상관관계가높아진다는등 MAUP 와관련된일반적인법칙에대해언급하고있다. 그러나 < 부표 4> 의결과에서볼수있듯이, 평균이나분산 ( 변동계수 ) 등과같은통계량에서이러한현상이체계적으로나타나지는않는다.

164 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 표 3> 지역간노동이동결정요인에대한분석결과 자급률 60~65% 자급률 70~75% 자급률 80~85% 자급률 90~95% 모형 1 모형 2 모형 3 모형4 취업자수 3.103 ( 4.398) -2.207 ( 4.262) -1.769 ( 3.809) -1.863 ( 2.648) 여성인구비 -0.637 ( 0.257) * -0.476 ( 0.247) + -0.506 ( 0.296) + -0.711 ( 0.533) 청년층비 0.824 ( 0.195) ** 1.080 ( 0.196) ** 0.586 ( 0.230) ** 0.910 ( 0.345) * 고학력비 0.054 ( 0.226) 0.565 ( 0.228) * 0.104 ( 0.261) -0.019 ( 0.533) 청년 * 고학력 -0.001 ( 0.009) -0.034 ( 0.010) ** -0.005 ( 0.011) -0.005 ( 0.020) 고용률 0.279 ( 0.119) * 0.298 ( 0.117) * 0.150 ( 0.146) 0.357 ( 0.220) 제조업비중 0.224 ( 0.114) + 0.120 ( 0.122) 0.280 ( 0.168) + 0.204 ( 0.276) 노동공급자급률 0.629 ( 0.649) 1.415 ( 1.048) -0.055 ( 1.560) -7.804 (12.684) 노동수요자급률 -0.206 ( 0.667) -1.140 ( 1.024) 0.497 ( 1.607) 8.171 (12.733) 일자리비율 -0.431 ( 0.519) 0.855 ( 0.858) 0.076 ( 1.313) 6.360 (11.799) 2000년더미 8.108 ( 1.356) ** 10.875 ( 1.419) ** 7.849 ( 1.591) ** 9.495 ( 2.680) ** 2005년더미 11.347 (1.633) ** 13.536 ( 1.562) ** 10.419 ( 1.818) ** 10.974 ( 3.115) ** 상수 -33.517 (16.791) * -54.383 (18.353) ** -50.104 (23.048) * -49.061 (41.287) 표본수 141*3 122*3 98*3 33*3 위를넘어설경우지역간의특성차이가과도하게평균화되어버리는문제가발생하게된다. 이러한영향은상대적으로경제적변수에서더욱크게나타나는것으로확인되었다. 그럼에도불구하고지역범위의확대가개별변수들의부호를바꿀만큼의영향을미치지는않는것으로나타났다. 다음으로지역노동시장권과시군구지역간에는지역간이동에대한회귀분석결과에어떠한차이가나타나는지를분석하였다 13). 앞서의분석을통해자급률 70~75% 기준이설명변수와종속변수간의통계적관계가유지되는임계수준이라고보고, 이하의분석에서는이자급률을기준으로분석하기로한다. 분석결과는 < 표 4> 와같으며, 지역노동시장권을구분하는주요한기준변수인노동수급의자급률을포함시킨경우 ( 모형 1과모형 2) 와제외하였을경우 ( 모형 3과모형 4), 주요한결과에차이가발생하는지여부도함께검토하였다. 13) 취업자수에대해서는본문에서별도의언급을하지않겠다. 이변수는원래지역규모의효과를살펴보기위해선택되었다. 취업자수와연도더미만을넣을경우에는순유입률에통계적으로유의한정 (+) 의효과를미쳤으나, 다른변수들을넣을경우통계적유의성이사라졌다. 지역의규모효과자체가다른설명변수들의효과가혼재된것으로볼수있을것이다.

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 165 우선인구학적특성과관련된변수들은지역단위의선택에따라혼재된결과를보이고있다 14). 지역간이동에대한선행연구의대부분은여성인구비율이낮고청년층비율과고학력자비율이높은지역일수록순유입률이더높다는것을예측하고있다. 청년층비율은앞서의분석과마찬가지로지역단위의선택에따라별다른차이가발생하지않았다. 여성인구비율의경우에도지역노동시장권이시군구지역보다통계적유의성이낮기는하지만, 우리나라에서여성인구분포의지역간차이가거의없다는점을감안한다면중요한의미를갖는다고보기는어렵다. 이와달리고학력자비율은지역단위의선택에심각한영향을받는것으로분석되었다. 지역노동시장권을사용할때에는양 (+) 의값이, 시군구지역의경우에는음 (-) 의값이관찰되고있기때문이다. 즉시군구지역의경우고학력자비율에서선행연구와반대되는결과를보이고있는것이다. 경제변수의효과는자급률기준을포함하는지여부에따라지역단위의선택에따른효과가다르게나타나고있다. 우선노동수급자급률변수들을포함하는모형 1과 2의경우지역노동시장권과시군구지역어떤것을분석단위로삼더라도계수차이가거의나지않는다. 그러나이들변수들을통제하지않을경우에는결과가달라진다. 모형 3과모형 4에서볼수있듯이, 지역노동시장권에서는계수의변화가거의없지만시군구지역에서는계수의전반적인변동이커지며특히고용률계수의추정치가두배가까이증가했음을알수있다. 그렇다면왜지역의기능적특성과관련된변수들이경제변수의추정치에큰영향을미치는것일까? 앞서 [ 그림 1] 의지역노동시장권산출과정을떠올리면쉽게답을찾을수있다. 이들변수들자체가각지역노동시장권의범위를결정짓는기준이되므로각각의지역노동시장권들이대체로비슷한값을가진다. 따라서, 지역노동시장권을분석단위로할경우이변수들은통계적유의성을상실한다. 반대로시군구지역을분석단위로할경우각각의시군구가갖는기능에따라서이변수들의편차가매우클수밖에없다. 예컨대제조업비중이높은지역은 주거지 (bed town) 보다는 업무지 (day town) 로서의역할이클것이므로노동공급자급률이낮을것이다. 고용률역시도마찬가지이다. 산업단지 14) 인구분포측면에서어떤지역에청년층비율이높다는것은고학력자비율이높다는것과거의같은의미이다. 따라서양자간에상호작용항을넣었다.

166 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 가입지한어떤시군구의고용률이높을경우, 이지역자체로인구가유입되기보다는이지역에가장많은노동력을공급하는인근시군구지역으로유입될가능성이높다. 따라서지역의기능적특성을고려하지않고시군구지역을단위로분석을실시할경우에는핵심적인경제변수의추정치에대한오차를높일수있는것이다. 이상의결과를종합하면고학력자비율과같은변수의경우추정의부호가반대로뒤바뀔정도로 MAUP가심각한수준임이확인된반면, 나머지대부분의변수들은공간단위의변화에따른추정치변화가그리크지않았다. 그러나시군구단위로경제적인과관계를분석하고자할경우에는 MAUP보다더중요한문제가고려되어야한다. 즉노동시장의기능적특성이적절히반영되지않을경우에는이변수들의누락으로인해서경제변수들의추정치가과대혹은과소추정될가능성이있기때문이다. < 표 4> 지역간노동이동결정요인에대한분석결과 15) 지역노동시장권 시군구지역 지역노동시장권 시군구지역 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 취업자수 -2.207 (4.262) -8.779 (7.398) -0.673 (4.286) 6.111 (7.759) 여성인구비 -0.476 (0.247) + -0.921 (0.275) ** -0.384 (0.250) -0.929 (0.295) ** 청년층비 1.080 (0.196) ** 0.471 (0.177) ** 1.133 (0.197) ** 0.564 (0.190) ** 고학력비 0.565 (0.228) * -0.475 (0.184) ** 0.562 (0.232) * -0.532 (0.198) ** 청년 * 고학력 -0.034 (0.010) ** 0.023 (0.007) ** -0.036 (0.001) ** 0.025 (0.007) ** 고용률 0.298 (0.117) * 0.272 (0.125) * 0.350 (0.118) ** 0.437 (0.132) ** 제조업비중 0.120 (0.122) 0.540 (0.081) ** 0.124 (0.107) 0.266 (0.080) ** 노동공급자급률 1.415 (1.048) 0.535 (0.082) ** 노동수요자급률 -1.140 (1.024) -0.455 (0.087) ** 일자리비율 0.855 (0.858) -0.039 (0.024) 2000년더미 10.875 (1.419) ** 4.982 (1.223) ** 11.234 (1.406) ** 4.856 (1.243) ** 2005년더미 13.536 (1.562) ** 8.240 (1.598) ** 13.534 (1.576) ** 7.3000 (1.711) ** 상수 -54.383 (18.353) ** -7.759 (17.563) -54.383 (16.275) * -13.778 (18.758) rho 0.810 0.736 0.582 0.681 표본수 122*3 234*3 122*3 234*3 주 :** 는유의수준 0.001%, * 는유의수준 0.05%, + 는유의수준 0.1% 임. 15) Hausman test 결과임의효과모형이일치추정량을제공한다는귀무가설이기각되었기때문에여기에서는고정효과모형의결과만을보고한다.

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 167 지금까지의분석과정은주로지역노동시장권이시군구지역의대안적인분석단위가될수있는지여부에초점을맞추어진행하여왔다. 그러나위에서분석단위로사용한지역노동시장권은새로운문제를발생시킨다. 교육수준에따른노동시장권의체계적인차이를반영하지못하고있기때문이다. 즉고학력자의노동시장권은실제보다좁게, 저학력자의노동시장권은실제보다넓게설정되어있다. 따라서고학력자의역내이동일부는지역간이동으로분류된반면, 저학력자의지역간이동일부는지역내이동으로분류되어있다. 만일학력별로노동시장의공간적범위가체계적으로다르다면이를반영하지않은인구이동모형의설정은잘못된결과일수있음을의미한다. < 표 5> 는이러한문제를해결하기위해서고학력자와저학력자각각의노동시장권범위를적용하여변수를집계한후분석한것이다 16). 첫번째로확인할수있는것은노동시장권모형과시군구모형간에설명변수들의효과가크게차이가난다는점이다 17). 특히시군구단위를적용할경우핵심적인경제변수인고용률의효과가유의하지않거나신뢰성이떨어진다. 모형 2에서와같이농업인구의비중이높을수록고학력자의유입률이높게나타난다는것도기존의상식과배치되는결과이다. 반대로노동시장권모형의경우에는청년층비율, 고용률, 제조업비율과같은변수들이전체모형에서와같이유의한결과를나타냈다. 특히지역의고용률이인구유입에미치는효과를보면고학력자가저학력자보다 3배이상높게나타나고있다. 이처럼고학력자에게상대적으로넓은범위의노동시장권을부여했음에도불구하고, 지역간고용률격차에대한인구이동의반응결과가이렇게큰차이를보인다는것은시사하는바가크다. 경기가좋은지역에대한고 16) 엄밀히말해서시간에따른노동시장권의변화도반영되어야할것이다. 이논문에서제시하고있지는않지만 1995 년, 2000 년, 2005 년각각의연도별노동시장권을적용하여분석한결과에서는계수의변화가거의나타나지않았다. 지역의특성을통제하기위해패널모형을적용하기위해서는연도간단위가일치되어야하므로여기서는 2005 년 70~ 75% 자급률기준을 1995 년과 2000 년자료에반영한것이다. 17) 저학력자의경우인구규모의효과도유의한것으로나타나고있는데, 이는노동시장권의범위와관련된것으로보인다. 고학력자의경우노동시장권의범위자체가넓기때문에인구변화분이크게나타나지않을수있다. 반면저학력자의경우노동시장권의범위가세분화되어있기때문에지역의고용변동이더잘드러나며이로인해고용증가로인한인구유입효과가유의한것으로나타난다.

168 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 표 5> 지역간노동이동결정요인에대한분석결과 : 교육수준별 고학력자모형 저학력자모형 노동시장권 시군구 노동시장권 시군구 모형 1 모형 2 모형 3 모형 4 취업자수 -21.284 13.110 92.274 51.798 + 34.984 7.805 ** -3.458 37.625 취업자수제곱 1.254 0.808-272.844 94.252 ** -3.843 0.948 ** 92.173 97.733 여성인구비 0.374 0.159 * 0.141 0.124-0.041 0.104 0.138 0.132 청년층비 0.584 0.154 ** 0.361 0.087 ** 0.559 0.155 ** 0.308 0.177 고용률 0.728 0.199 ** 0.170 0.125 0.213 0.069 ** 0.331 0.087 + 제조업비중 0.595 0.194 ** 0.255 0.098 ** 0.279 0.090 ** 0.073 0.079 ** 금융산업비중 -0.085 0.254-0.156 0.223 0.237 0.409-0.611 0.394 서비스산업비중 1.222 0.747-0.206 0.388-1.431 0.496 ** -2.279 0.566 농업비중 0.125 0.135 0.328 0.095 ** -0.196 0.058 ** -0.215 0.063 ** 2000년더미 14.287 3.431 ** 4.885 1.872 ** 4.950 0.891 ** 3.270 1.138 ** 2005년더미 12.009 2.639 ** 6.106 1.731 ** 6.666 1.143 ** 3.872 1.453 ** 상수 -120.45 19.143 ** -53.901 13.099 ** -6.228 7.703-21.202 8.862 ** 사례수 63*3 234*3 150*3 234*3 학력자의이동성이구조적으로높기때문에이동의결과는지역간인적자원분포의불평등을심화시킬수있기때문이다. 요컨대, 교육수준에따라노동시장의범위에체계적인차이가존재하는경우시군구단위에기초한인구이동분석결과는더욱잘못된결과를가져오게된다. 기존연구에따르면고용률과같은변수는이주행태와밀접한연관성을가짐에도불구하고, 통계적유의성이없는것으로나타나기때문이다. 반면상이한노동시장권의범위를적용했을때에는핵심적인변수들의유의성이전체모형과비슷하게나타나면서도고학력자와저학력자의인구이동패턴의구조적차이를보다더적절하게보여주게된다. Ⅴ. 결론 이글은지역간비교연구를수행하는데있어서주로사용되는지역노동시장권을한국에어떻게적용할것인가를다루었다. 이를위해우선지역노동시장

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 169 권측정의핵심적인방법론을소개하고평가하였다. 다음으로인구센서스 2% 통근자료를이용하여한국의지역노동시장권을도출하고주요특징을검토하였다. 이때방법론적자의성문제를검토하기위해서다양한수준의자급률과최소인구기준에따른결과들을비교분석하였다. 또한분단노동시장론에서지적하는노동시장범위의이질성문제를파악하기위해학력별로지역노동시장권의범위에어떤차이가있는지도살펴보았다. 도출된지역노동시장권의주요특징은대체로도시세력권의크기를반영하였으며, 동태적으로그숫자가감소하는것으로나타났다. 학력별로는노동시장권의범위에서체계적인차이가나타나는것으로확인되었다. 다음으로는지역간노동이동에있어서시군구지역과의비교분석을통해지역노동시장권의개념적유의성을확인하였다. 지역노동시장권은시군구지역에비해상대적으로낮은지역간이동률을보이고있어서독립적인노동시장권으로성립할수있는요건이더욱잘갖춰져있다고볼수있다. 동시에광역별 학력별분석결과에서는수도권과고학력자를중심으로한이동격차도큰것으로확인되었다. 마지막으로인구이동결정요인분석을통해서이개념의적용가능성을확인하였다. 분석결과지역노동시장권은시군구지역과비교할때기존의연구에서밝혀진핵심변수들의관계를보다더잘설명하고있는것으로나타났다. 특히지역노동시장권개념자체가지역의기능적특성을포괄하고있기때문에고용률과같은경제변수들의추정결과를도출하고해석하는데있어서유용성이크다고할수있다. 마지막으로지역단위의선택은학력별로상이한노동시장의범위를가정할경우더욱더큰결과의차이를드러냈다. 이러한분석결과들을종합해볼때잠정적으로한국에서도지역노동시장권개념이나름대로의유의성을갖는다고결론지을수있다. 지역간이동과같은경제적행위들은지역노동시장의범위와직접적인관계를갖기때문에행정구역을무비판적으로사용할경우잘못된분석결과를도출할수있다. 더구나지역노동시장권개념이공간적차이와이질성을사장시킨다는비판과는달리, 오히려적극적으로활용될수있는가능성을발견했다는점이큰의의라고할수있다. 이러한의의에도불구하고한국적특성에맞는지역노동시장권을도

170 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 출하고적용하기위해서는몇가지과제들이해결되어야한다. 첫째, 사회적으로합의될수있는지역노동시장권이도출되기위해서는한국의실정에맞는다양한특성들이반영되어야한다. 통근행위는노동시장의공간적특성을규정하는부분적인특성에불과하기때문에, 이것만으로지역노동시장이라는복잡하고다차원적인대상을정의하고자하는시도는원천적으로많은한계를가질수밖에없다. 다만제한된정보와분석방법상의한계속에서도이러한문제를최소화하려는노력이중요하다. 즉통근행렬을이용한수량적접근을넘어서지역내노동행위의이질성, 대도시와중소지역간에나타나는노동시장범위의수준차, 노동수요측면의산업구조등에대한양적 질적연구들을통해서보완이이루어져야한다. 둘째, 지역노동시장권이개념적으로유의한지여부는다양한분야의지속적인검증이필요하다. 본연구에서는자료의제약으로인해지역간이동을중심으로제한적인검증을시도하였다. 그러나지역의제도와문화, 교육, 주거, 교통등과같은변수들을포함할경우에도동일한결과가도출되리라는보장은없다. 분석대상을달리하여실업이나임금과같은변수들을다룰경우에도공간선택의범위가달라짐에따라추정치의차이가더커질수도혹은적어질수도있다. 마지막으로, 이상의과제를해결하기위해서무엇보다세분화된지역단위통계의수집이이루어져야한다. 우리나라에서는지역별실업이나임금과같은핵심변수들이매우제한적으로제공되고있기때문에지역노동시장의양적분석이사실상제대로이루어지기어렵다. 따라서보다엄밀한표집을통해지역통계를수집하는것에만치중할것이아니라기존에존재하는통계에대한지역별공개범위가더욱확대되어야할것이다. 참고문헌 강영옥. 소지역통계구역획정방안연구. 한국도시지리학회지 10 (1) (2007):

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[ 부도 1] 자급율수준별노동시장권 : 2005 년 지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 175 70~75% 기준권역 80~85% 기준권역 90~95% 기준권역

176 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 [ 부도 2] 노동시장권역의동태적변화 : 70~75% 자급율기준 1995 년 2005 년

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 177 [ 부도 3] 2005 년노동시장권역 : 고학력 vs. 저학력 저학력고학력

178 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 [ 부도 4] 2005 년노동시장지역의고용율격차 : 자급율 70~75%, 전체표본

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 179 < 부표 1> 지역노동시장권코드 : 인구기준 5 만명및자급률 70~75% 기준 센서스코드시군구 LLMAs 시군구 LLMAs 시군구 LLMAs 시군구 LLMAs 11010 종로구 1 서울권 21130 연제구 2 부산권 32320 횡성군 22 횡성군 36360 보성군 73 보성군 11020 중구 1 서울권 21140 수영구 2 부산권 32330 영월군 23 영월군 36370 화순군 74 화순군 11030 용산구 1 서울권 21150 사상구 2 부산권 32340 평창군 24 평창군 36380 장흥군 75 장흥군 11040 성동구 1 서울권 21310 기장군 2 부산권 32350 정선군 25 정선군 36390 강진군 76 강진군 11050 광진구 1 서울권 38070 김해시 2 부산권 32360 철원군 26 철원군 36400 해남군 77 해남군 11060 동대문구 1 서울권 38100 양산시 2 부산권 32370 화천군 27 화천군 36010 목포시 78 목포권 11070 중랑구 1 서울권 22010 중구 3 대구권 32380 양구군 28 양구군 36410 영암군 78 목포권 11080 성북구 1 서울권 22020 동구 3 대구권 32390 인제군 29 인제군 36420 무안군 78 목포권 11090 강북구 1 서울권 22030 서구 3 대구권 32060 속초시 30 속초권 36430 함평군 79 함평군 11100 도봉구 1 서울권 22040 남구 3 대구권 32400 고성군 30 속초권 36440 영광군 80 영광군 11110 노원구 1 서울권 22050 북구 3 대구권 32410 양양군 31 양양군 36450 장성군 81 장성군 11120 은평구 1 서울권 22060 수성구 3 대구권 33020 충주시 32 충주시 36460 완도군 82 완도군 11130 서대문구 1 서울권 22070 달서구 3 대구권 33030 제천시 33 제천시 36470 진도군 83 진도군 11140 마포구 1 서울권 22310 달성군 3 대구권 33320 보은군 34 보은군 36480 신안군 84 신안군 11150 양천구 1 서울권 37100 경산시 3 대구권 33330 옥천군 35 옥천군 37010 포항시 85 포항시 11160 강서구 1 서울권 37370 고령군 3 대구권 33340 영동군 36 영동군 37020 경주시 86 경주시 11170 구로구 1 서울권 23010 중구 4 인천권 33360 괴산군 37 괴산증평 37030 김천시 87 김천시 11180 금천구 1 서울권 23020 동구 4 인천권 33390 증평군 37 괴산증평 37040 안동시 88 안동시 11190 영등포구 1 서울권 23030 남구 4 인천권 33010 청주시 38 청주권 37050 구미시 89 구미칠곡 11200 동작구 1 서울권 23040 연수구 4 인천권 33310 청원군 38 청주권 37390 칠곡군 89 구미칠곡 11210 관악구 1 서울권 23050 남동구 4 인천권 33350 진천군 38 청주권 37060 영주시 90 영주시 11220 서초구 1 서울권 23060 부평구 4 인천권 33370 음성군 38 청주권 37070 영천시 91 영천시 11230 강남구 1 서울권 23070 계양구 4 인천권 33380 단양군 39 단양군 37080 상주시 92 상주시 11240 송파구 1 서울권 23080 서구 4 인천권 34020 공주시 40 공주시 37090 문경시 93 문경시 11250 강동구 1 서울권 31050 부천시 4 인천권 34030 보령시 41 보령시 37310 군위군 94 군위군 31010 수원시 1 서울권 31230 김포시 4 인천권 34010 천안시 42 천안아산 37320 의성군 95 의성군 31020 성남시 1 서울권 25010 동구 5 대전권 34040 아산시 42 천안아산 37330 청송군 96 청송군 31030 의정부시 1 서울권 25020 중구 5 대전권 34050 서산시 43 서산시 37340 영양군 97 영양군 31040 안양시 1 서울권 25030 서구 5 대전권 34060 논산시 44 논산계룡 37350 영덕군 98 영덕군 31060 광명시 1 서울권 25040 유성구 5 대전권 34070 계룡시 44 논산계룡 37360 청도군 99 청도군 31080 동두천시 1 서울권 25050 대덕구 5 대전권 34310 금산군 45 금산군 37380 성주군 100 성주군 31090 안산시 1 서울권 34320 연기군 5 대전권 34330 부여군 46 부여군 37400 예천군 101 예천군 31100 고양시 1 서울권 24010 동구 6 광주권 34340 서천군 47 서천군 37410 봉화군 102 봉화군 31110 과천시 1 서울권 24020 서구 6 광주권 34350 청양군 48 청양군 37420 울진군 103 울진군 31120 구리시 1 서울권 24030 남구 6 광주권 34360 홍성군 49 홍성군 37430 울릉군 104 울릉군 31130 남양주시 1 서울권 24040 북구 6 광주권 34370 예산군 50 예산군 38030 진주시 105 진주시 31140 오산시 1 서울권 24050 광산구 6 광주권 34380 태안군 51 태안군 38050 통영시 106 통영시 31150 시흥시 1 서울권 36040 나주시 6 광주권 34390 당진군 52 당진군 38060 사천시 107 사천시 31160 군포시 1 서울권 26010 중구 7 울산권 35020 군산시 53 군산시 38080 밀양시 108 밀양시 31170 의왕시 1 서울권 26020 남구 7 울산권 35030 익산시 54 익산시 38090 거제시 109 거제시 31180 하남시 1 서울권 26030 동구 7 울산권 35040 정읍시 55 정읍시 38310 의령군 110 의령군 31190 용인시 1 서울권 26040 북구 7 울산권 35050 남원시 56 남원시 38010 창원시 111 마산창원 31200 파주시 1 서울권 26310 울주군 7 울산권 35060 김제시 57 김제시 38020 마산시 111 마산창원 31240 화성시 1 서울권 31070 평택시 8 평택안성 35010 전주시 58 전주완주 38040 진해시 111 마산창원 31250 광주시 1 서울권 31220 안성시 8 평택안성 35310 완주군 58 전주완주 38320 함안군 111 마산창원 31260 양주시 1 서울권 31210 이천시 9 이천시 35320 진안군 59 진안군 38330 창녕군 112 창녕군 31270 포천시 1 서울권 23310 강화군 10 강화군 35330 무주군 60 무주군 38340 고성군 113 고성군 21010 중구 2 부산권 23320 옹진군 11 옹진군 35340 장수군 61 장수군 38350 남해군 114 남해군 21020 서구 2 부산권 31320 여주군 12 여주군 35350 임실군 62 임실군 38360 하동군 115 하동군 21030 동구 2 부산권 31350 연천군 13 연천군 35360 순창군 63 순창군 38370 산청군 116 산청군 21040 영도구 2 부산권 31370 가평군 14 춘천권 35370 고창군 64 고창군 38380 함양군 117 함양군 21050 부산진구 2 부산권 32010 춘천시 14 춘천권 35380 부안군 65 부안군 38390 거창군 118 거창군 21060 동래구 2 부산권 31380 양평군 15 양평군 36020 여수시 66 여수시 38400 합천군 119 합천군 21070 남구 2 부산권 32020 원주시 16 원주시 36030 순천시 67 순천시 39020서귀포시 120 서귀포시 21080 북구 2 부산권 32030 강릉시 17 강릉시 36060 광양시 68 광양시 39010 제주시 121 북제주권 21090 해운대구 2 부산권 32040 동해시 18 동해시 36310 담양군 69 담양군 39310북제주군 121 북제주권 21100 사하구 2 부산권 32050 태백시 19 태백시 36320 곡성군 70 곡성군 39320남제주군 122 남제주군 21110 금정구 2 부산권 32070 삼척시 20 삼척시 36330 구례군 71 구례군 21120 강서구 2 부산권 32310 홍천군 21 홍천군 36350 고흥군 72 고흥군

180 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 < 부표 2> 인구기준 ( ) 별노동시장지역의개수 : 자급률 70~75% 연도 1,000 명 10,000 명 50,000 명 100,000 명 2005 133 126 122 122 전체 고숙련 저숙련 2000 141 137 135 134 1995 150 146 146 146 2005 64 63 63 63 2000 94 94 94 94 1995 63 63 63 63 2005 155 150 150 150 2000 163 161 159 159 1995 165 160 159 159 < 부표 3> 연도별기초통계량지역노동시장권 1995년 2000년 2005년 변수 표본수 평균 표준편차 평균 표준편차 평균 표준편차 순유입률 122-8.54 8.78-3.09 5.04-2.13 4.43 취업자수 122 0.50 2.18 0.52 2.27 0.52 2.27 여성인구비 122 51.58 1.74 51.05 1.75 50.65 1.82 청년층비 122 29.13 7.18 26.17 6.27 21.89 6.48 고학력비 122 9.51 4.50 19.63 3.56 17.45 6.83 고용률 122 64.94 8.57 63.81 8.38 66.47 8.36 제조업종사비 122 12.68 10.71 12.42 9.38 12.06 9.58 노동공급자급률 122 92.45 10.51 91.67 9.60 90.30 11.80 노동수요자급률 122 89.22 9.79 88.10 8.76 86.87 10.88 일자리비율 122 3.69 6.38 4.09 5.60 3.98 6.36 시군구 1995년 2000년 2005년표본수평균표준편차평균표준편차평균표준편차 순유입률 233-3.41 14.83-1.21 9.32-1.10 7.22 취업자수 233 0.26 0.23 0.27 0.25 0.27 0.24 여성인구비 233 51.21 1.57 50.92 1.54 50.64 1.71 청년층비 233 33.93 8.19 30.26 6.83 26.62 7.53 고학력비 233 13.43 7.96 21.91 6.31 23.30 10.34 고용률 233 60.72 8.59 59.32 8.72 61.20 9.12 제조업종사비 233 20.15 14.76 18.65 12.97 17.06 13.09 노동공급자급률 233 75.77 24.29 76.17 21.18 71.58 25.25 노동수요자급률 233 74.89 21.78 74.62 19.52 69.85 23.03 일자리비율 233 7.49 58.17 7.88 48.96 9.98 61.87

지역노동시장권 (LLMAs) 의측정과적용가능성에관한연구 ( 이상호 ) 181 < 부표 4> 지역노동시장권의자급률수준별각변수의기초통계량 자급률 60~65% 70~75% 80~85% 90~95% Variable Mean CV Mean CV Mean CV Mean CV 인구순유입률 -3.369-2.743-4.588-1.518-4.145-2.122-3.603-1.620 취업자수 0.444 3.960 0.512 4.364 0.640 4.637 1.893 2.806 여성인구비율 50.953 0.036 51.093 0.035 51.161 0.036 50.910 0.034 청년층비율 26.632 0.286 25.732 0.283 25.262 0.286 27.350 0.243 고학력비율 15.956 0.447 15.531 0.434 15.665 0.450 17.107 0.380 청년층 * 고학력 443.176 0.602 415.893 0.590 412.958 0.603 481.296 0.489 고용률 64.513 0.132 65.077 0.130 65.185 0.134 62.545 0.116 제조업비중 14.287 0.838 12.386 0.798 11.293 0.822 11.629 0.732 노동공급자급률 89.994 0.129 91.474 0.117 92.408 0.108 90.204 0.140 노동수요자급률 86.504 0.125 88.064 0.112 89.677 0.102 88.934 0.134 일자리비율 4.168 1.812 3.920 1.559 3.053 1.531 1.328 1.284

182 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 abstract A Study on the Measurement and Applicability of Local Labour Market Areas(LLMAs) in Korea Sang ho Lee This paper is an empirical study on the estimation of Local Labour Market Areas in Korea and their application to the analyses of economic variables. Using commuting matrices of micro-level census data, 122 LLMAs are identified based on a 70~75% self-containment criterion. In Korea, the number of LLMAs has decreased during the period from 1995 to 2005, and has also shown considerable differentials in scope between education level groups. In the next step, we test the conceptual validity of LLMAs through a comparison with basic administrative districts. We find that, compared to basic administrative districts, LLMAs exhibit relatively lower netmigration rates, thus better satisfying the conceptual description of independent labour markets than basic administrative districts do. Lastly, we investigate the applicability of LLMAs through analyses on the determinants of inner migration. We find that LLMAs explain the relations of key economic variables more appropriately. Particularly, because the definition of an LLMA itself contains the functional characteristics of localities, LLMAs are better suited for interpreting the parameters of variables such as employment rates. We show that these resulting differences become more pronounced if separate labour market areas are defined for each education level group. Keywords : local labour market areas(llmas), travel to work areas (TTWAs), self-containment level, modifiable areal unit problems(maup), labour market segmentation

가족친화제도도입을결정하는선행요인및결과에관한연구 ( 이민우 이영진 한재창 ) 183 노동정책연구 1) 2008. 제8권제4호 pp.183~214 c 한국노동연구원 연구논문 가족친화제도도입을결정하는선행요인및결과에관한연구 이민우 * 이영진 ** 한재창 *** 본연구는최근관심이집중되고있는가족친화제도에관한연구로, 아직도공통의합의가이루어지지않고있는가족친화제도의구성요소를식별하고, 이를바탕으로가족친화제도를도입하게만드는여러가지선행요인및이들제도의도입이이직이나매출액에어떠한영향을미치는지를살펴보고있다. 연구에사용된샘플은한국노동연구원이 2005 년에실시한사업체패널조사 (WPS) 자료를이용한국내의산업전반을대표하는 1,905 개기업을대상으로하고있으며가족친화제도도입의선행요인을분석하는 STUDY 1 과가족친화제도도입의결과를분석하는 STUDY 2 로나누어진행하였다. 분석결과에따르면첫째, 우리나라가족친화제도의특징으로, 여성인력비율이높을수록탄력적근무제도나근로자지원및가족지원제도보다는법적구속력이상대적으로강한자녀양육및교육지원제도측면을강조하고있어아직도가족친화제도에대한인식이투자로서가아니라비용으로인식하고있는것으로보인다. 또한, 가족친화제도는임금차별에대한보상차원에서실시하기보다는높은임금정책과일관된정책유지차원에서실시되고있는것으로나타났다. 둘째, 인사부서가외부정보를더많이활용하고, 동종업계대비임금수준이높으며기업규모가클수록, 그리고노조가존재하며, 기업경영체제가소유경영체제보다는소유와경영이완전히분리되고, 외국인이경영에직접참여하는경우가족친화제도를더많이시행하는것으 논문접수일 : 2008 년 9 월 8 일, 심사의뢰일 : 2008 년 9 월 10 일, 심사완료일 : 2008 년 10 월 28 일 * 연세대학교경영연구소연구원 (minwoo55@yonsei.ac.kr) ** 연세대학교대학원경영학석사과정 (redcap2211@naver.com) *** 연세대학교대학원경영학석사과정 (dean430@daum.net)

184 노동정책연구 2008 년제 8 권제 4 호 로나타났다. 셋째, 가족친화제도의시행은종업원들로하여금조직이그들의건강과가치를고려하고있다는신호로인식하게되며, 또한조직의효율적인기반구조를제공함으로써종업원들의자발적이직을줄이고, 기업의성과를높이고있는것으로나타났다. 이러한연구결과는가족친화제도가더이상비용이나투자의개념이아니라종업원의이직을줄이고기업경쟁력을높이는데필수적인고성과관리제도로인식되어야함을시사하고있다. 핵심용어 : 일과생활의균형, 가족친화제도, 자발적이직, 기업성과 Ⅰ. 서론 기업은그동안전통적으로근로자의직장생활과가정생활은분리되어야한다는입장을견지해왔으나, 최근에는이러한관점에변화가생기면서근로자개인뿐아니라그들가족의욕구에도관심을가지기시작하였다 ( 강혜련 최서연, 2001). 특히, 여성근로자및맞벌이부부가증가하는사회적요구의변화및 IT의발달로인한탄력적인업무수행의확산, 그리고근로자기대수준의변화 (Greenblatt, 2002) 는일과가정사이의불균형을발생시키고, 이는곧직무불만족이나직장내효율성 ( 이요행 방묘진 오세진, 2005) 등을저하시키기때문에그중요성이더커지고있다. 일과가정간의갈등은개인의삶의질이나건강, 그리고직무만족이나조직몰입과같은전통적인조직성과문제로만그치지않는다. 즉일과가정간의갈등을해소하고균형을유지하려는노력은유능한인적자원을확보하고유지하는데매력적인유인수단이될수있으며 (Bartlett and Ghoshal, 2002; Osterman, 1995), 이는곧잠재적인무형자산이되는인재의풀을넓히게되어선발과정만엄격하다면능력있는지원자를고용할수있게된다 (Hannon and Milkovich, 1996) 2). 이후, 이렇게선발된인재들은더높은생산성과이익, 그리고지속적 2) 삼성경제연구소가최근국내대기업직원을상대로 직장생활에서무엇이가장중요한가 를조사한결과, 11 개기업가운데 7 개기업에서 일과생활의균형 (WLB : Work-Life Balance) 이급여수준, 고용안정성, 승진등을제치고 1 위를차지했다. 최근국내기업의새화두로일과가정간의균형문제에관한이슈가떠오르고있으나아직우리나라기

가족친화제도도입을결정하는선행요인및결과에관한연구 ( 이민우 이영진 한재창 ) 185 인경쟁우위를가져오게되며 (Hannon and Milkovich, 1996), 결국기업가치가높아지게된다. 이처럼일과가정간의갈등은개인수준의태도변수뿐만아니라조직의성과까지영향을미치게되기때문에 (Perry-Smith and Blum, 2000), 일과가정에서요구하고있는책임간의균형을유지하도록돕는가족친화제도에대한사회적관심이높아지고있다 ( 김주엽, 2006). 그예로, 대한상공회의소가 2006년 10월 26일부터 11월 1일까지서울소재 500개사를대상으로설문조사한결과를살펴보면, 기업의 61.2% 가가족친화경영이기업성과를올리는데도움이된다고응답하여가족친화경영의효과를긍정적으로평가하는것으로나타났다. 일과가정에관한관심이높아지면서 1970년대후반부터시작한일과가정갈등에관한초기연구는일과삶의질 (work and the quality of life) 또는직장생활의질 (quality of working life) 을높이려는노력이조직의효과성 (Katz, Kochan, and Weber, 1985) 이나직무만족, 삶의만족그리고건강과같은변수에어떠한영향을미치는지에관한연구 (Near, Rice, and Hunt, 1978), 그리고재택근무가직장생활의질 (quality of working life) 에어떠한영향을미치는지에관 [ 그림 1] 가족친화제도의기업성과기여도 업들은초보단계이다. 그러나이미외국선진기업들은인재확보의주요축으로삼고있을정도로글로벌트렌드로자리잡고있다 (< 국민일보 > 2006. 11. 12 자참고 ).