한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 1 노동정책연구 1) 2007. 제7 권제3 호 pp. 1~33 c 한국노동연구원 연구논문 한국의지역노동시장조정의동학 김혜원 * 본논문은한국지역노동시장의지역간격차가단기 장기에걸쳐어떻게조정되는지에대해검토하는것을목적으로하고있으며, 크게한국지역노동시장격차의전형적사실을확인하는부분과격차의내적조정메커니즘을규명하는부분으로구성된다. 우선지역간불균등발전이긴기간에걸쳐진행되어지역간취업자증가율, 고용률의격차가지속되고있음을확인할수있었다. 이에비해실업률과임금률의지역간격차는이론에서예측하는바와같이내생적힘에의해조정된다는것을확인할수있다. 본논문의두번째분석초점은지역특수적노동시장충격을흡수하는내적조정메커니즘인데이를구조적 VAR 모형을실증적으로검토하였다. 기존연구에따르면두가지유형이있는데미국형은활발한노동자의지역간이주를통해충격이흡수되는데비해서유럽형은지역간이주가크지않고지역내경제활동참가율의변동에의해충격이흡수된다. 1989~2004년까지의연도별시계열자료를이용하여추정한결과에따르면한국은미국형보다는유럽형에가깝다는것을확인할수있었다. 핵심용어 : 지역노동시장, 실업률, 구조적벡터자기회귀모형, 노동이동 논문접수일 :2007 년 9 월 1 일, 심사의뢰일 :9 월 7 일, 심사완료일 :9 월 17 일 * 한국노동연구원부연구위원 (hwkim@kli.re.kr)
2 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 Ⅰ. 서론 경제성장론의중요연구주제는국가간소득격차가수렴되는지여부, 다시말하면가난한나라가부유한나라와의소득수준차이를좁혀나가는것이가능한지, 만약가능하다면어떤메커니즘을통해서인지를연구하는것이다. 경제성장론은국가간소득격차에그치지않고한국가내에서지역간소득격차의수렴에대해서도연구한다. Barro and Sala-i-Martin(1995) 에서는미국, 일본, 유럽내지역간소득의변화에대한경험적연구를소개하고있다. 경제성장론이비교적긴기간에걸친지역간소득격차의추세에대해연구하는것에비해노동경제학에서의지역노동시장연구는단기적인지역특수적충격이발생했을때이로인해발생하는지역노동시장간격차, 즉실업률의차이나임금수준의차이가어떻게조정되고해소되는지에대해연구하는것이다. 예를들어, 한지역이활황상태가되면이지역의실업률이하락하고임금률은상승한다. 이에따라지역내에서그전까지경제활동에참여하지않았던이들이경제활동에참여하게되고다른지역으로부터노동자가이주해들어온다. 이와함께높아진임금률로인해수익성이떨어지는사업체가문을닫고다른지역으로일자리가옮겨가게된다. 이러한과정을거치면서실업률은다시원래수준으로회복되고임금률역시원상복귀한다. 지역노동시장조정의동학연구는 Blanchard and Katz(1992) 의선구적인업적에의해촉발되었으며, 이후유럽, 네덜란드, 호주, 핀란드등국가별연구가각국의학자들에의해이루어졌다. 이들연구를종합해보면지역특수적충격에대한노동시장의조정패턴은미국식조정메커니즘과유럽식조정메커니즘으로크게나뉜다. 미국식조정메커니즘은노동자의지역간이주를통해지역간실업률및임금수준차이가해소되는것이고, 유럽식조정메커니즘은지역간이주는매우적은비중만을차지하고지역내경제활동참가율의조정에의해지역간실업률및임금수준차이가해소되는것이다. 이글은 Blanchard and Katz(1992) 에서제기된질문과방법론을중심으로한
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 3 국에서지역노동시장의조정과정의특징을살펴본다. 대부분의나라들과마찬가지로한국에서도실업률의차이는장기적으로노동시장내조정메커니즘을통해사라지고균형상태로복귀한다는것을확인할수있었다. 그리고이러한실업률차이가해소되는메커니즘은노동자의지역간이주보다는지역내경제활동참가율의조정을통한것임을알수있었다. 이논문은한국의지역노동시장조정동학에대한최초의실증분석을시도했다는점에서의의를갖는다. 세부적으로본논문의구성은다음과같다. 우선제Ⅱ장에서는지역노동시장이균형상태로조정되어가는메커니즘에대한이론을정리하고실증적으로조정메커니즘을분석하는방법론을소개한다. 그리고이러한방법론에입각하여분석된여러나라의연구결과를요약한다. 제Ⅲ장에서는한국의지역노동시장조정과정의전형적사실들을확인하고중요한특징들을살펴본다. 지역간고용증가율의차이가지속되는지, 지역간실업률의격차가지속되는지여부를검토하며지역간임금격차의지속성도살펴본다. 이와함께최근이용가능해진한국의고용보험 DB 자료를이용하여일자리변동, 노동이동의지역적특징을외환위기이후시기를중심으로살펴본다. 제Ⅳ장에서는계량방법론을이용하여한국의지역노동시장에서외생적충격이발생했을경우실업률과경제활동참가율, 노동자의지역간이주가어떻게상호작용하면서충격이흡수되는지, 그리고최종적으로어떤상태에도달하는지를살펴본다. 제Ⅴ장은요약을담고있다. Ⅱ. 지역노동시장조정의이론및기존연구결과 지역노동시장모형에따르면각지역은차별화된상품을생산한다고가정한다. 그리고한지역에서특화하고있는상품에수요가증가하고증가한상태가지속된다고가정하자. 이러한수요충격으로인해우선해당지역의실업률이떨어지고노동시장참가율이증가하며이와함께실질임금이증가할것이다. 외생적수요충격에따른이러한즉각적효과는내생적조정과정에의해새로운방향으로변화한다. 실질임금의증가와실업률의하락은지역내의경제활동참
4 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 가율을증가시켜실질적노동공급을증가시키며또한여타지역으로부터이지역으로의노동이동을촉발시킬것이다. 새로운노동력의증가로인해임금률이하방압력을받고실업률역시원래수준으로회복되는압력을받게된다. 이러한설명을노동시장을중심으로그림으로표현한것이 [ 그림 1] 이다. 수요충격은노동수요곡선이 DD에서 D'D' 으로이동하는것으로표현된다. 주어진인구수하에서지역내가용한노동력이추가적으로활용됨에따라경제활동참가율이증가하고임금률이상승하게된다. 임금률의상승은한편으로외부로부터인구유입을낳게되는데이것은 [ 그림 1] 에서노동공급곡선 (SS) 의오른쪽수평이동으로표현된다. 다른한편, 실질임금의증가는지역내의한계적일자리를소멸시키는영향력을발휘하며동시에일자리창출을감소시키는압력으로작용한다. 그리고이지역으로의새로운자본의유입이감소한다. 이러한노동수요의순감소압력으로인해노동수요는애초의증가보다둔화된다. [ 그림 1] 에서노동수요곡선이크게증가한후다시감소하는모습을볼수있다. [ 그림 1] 에서보는것처럼최종적으로지역임금률은원래의임금률수준으로회복되며지역고용량은수요충격이전에비해커짐을알수있다. 지역특수적충격을흡수하는노동공급측면의대응은장기와단기로구별해서볼필요가있다. 수요충격이발생했을때장기적인균형고용량은 [ 그림 1] 에서보듯이노동자의공급변화의힘과기업의해당지역내일자리창출및소멸의힘의상대적크기에의해결정된다. 충격발생이전의고용량과발생이후균형고용량의차이는궁극적으로는노동자의공급변화를반영한다. 이때노동공급의변화는경제활동참가율의항구적인변화와노동자의지역간이주양자로분해될수있다. 그런데일반적으로경제학에서는경제활동참가율의지역간차이도장기적으로사라진다고본다. 단기적으로는임금률의증가가지역내의경제활동참가율을증가시키지만, 장기적으로임금률이원래수준으로복귀하게되면경제활동참가율도원래수준으로복귀하게된다는것이다. 만약경제활동참가율이원래수준으로복귀한다면실제늘어난장기고용량은외부로부터의이주에의해전적으로설명된다. 2) 2) 경제활동참가행동에이력현상 (hysteresis) 이존재한다면이러한추론은변경될수있다. 예를들어, 취업취약집단이경제활동에참가하지않는이유가경제활동참가의경험이없어서이고경험을쌓음으로인해경제활동참가의장벽이낮아질수있다. 이럴경우노동시
[ 그림 1] 지역노동시장에서의수요충격과조정 한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 5 S * D' S S * D S S * D D * D' 단기의경우에는지역내실업률의변화, 지역내경제활동참가율의변화와지역간노동자의이주에의해수요충격이흡수된다. 이중에어떤요인이더강하게영향을줄것인가는다음의요인에의해결정된다. 첫째, 지역간이주비용이높을경우지역간이주보다는지역내실업률및경제활동참가율이주도한다. 둘째, 수요충격에대응하기위해필요한숙련인력이지역내에풍부할경우에도지역내공급변화가주도한다. 셋째, 지역특수적숙련이형성되어있을경우에지역내공급변화가주도한다. 넷째, 지역내경제활동참가율이낮은수준일경우, 지역에한정된노동수요충격은지역내의공급측반응에의해주로흡수된다. 예를들어, 만약임금이지역노동시장의수급을반영하여유연하게변화하지않고경직적으로유지되고동시에이주비용이높을경우, 노동자는쉽게이주하지않고기업도쉽게지역간이주를선택하지않을것이다. 반대로이주비용이작고경제활동참가율이상당히높은수준일경우, 노동자의지역간이주가 장의조정과정을통해임금률이원래수준으로복귀하더라도충격이전에비해더높은경제활동참가율이지속될수있다. 이럴경우경제활동참가시계열은안정적시계열이아니라불안정적시계열로모형화해야한다.
6 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 충격의흡수에서중요한역할을할것이다. 기존실증연구를전체적으로평가하면지역노동시장조정의방식은미국형과유럽형으로구분된다. 미국과유럽공히지역에국한된수요충격이발생했을경우지역내실업률은그변화가크지않고짧은시간안에안정화되었다. 양의수요충격에의해취업자수가증가함에도불구하고실업률이크게떨어지지않았다는것은실업률의분모가되는경제활동인구 ( 취업자 + 실업자 ) 가지역내로부터이건지역외로부터이건늘어났다는것을의미한다. 그런데지역내경제활동인구증가의원천에있어서미국과유럽사이에큰차이가있음을기존연구결과는보여주고있다. 유럽의경우지역내경제활동인구증가는단기적으로는지역내기존인구의경제활동참가증대로부터야기되었다. 노동자의지역간이주는수년이지난후에본격화된다. 이에비해미국의경우양의수요충격에대응하여활발하게지역간이주가이루어지고이주로인해경제활동인구가증가하였다. 예를들어, 미국에대한대표적인연구결과를보여주는 Blanchard and Katz (1992) 를보면어떤지역에서나쁜수요충격으로인해 10개의일자리가줄어들면첫해에 6.5명의사람이떠나고비경제활동자가 0.5명늘어나면서결국실업자는 3명으로늘어난다. 초기의일자리조정을흡수하는것이노동자의이주라는것을알수있다. 장기적으로는실업자수와비경제활동자수는원래상태로돌아오고총고용은 13명이줄어들며줄어든수만큼의노동자가그지역을떠난다. 수요가줄어든지역에서명목임금은조정기간동안떨어지는것으로나타난다. 물가수준도함께떨어지므로노동자가느끼는실질임금은크게떨어지지않는다. 노동자들이이주를결정하는이유는임금때문이라기보다는새로운일자리를구하는데있어서의어려움정도나기존의일자리를잃을가능성정도가크기때문이다. 그리고기업이느끼는실질노동비용은하락하지만그지역으로이전하여일자리를창출하는기업이크게늘어나지는않는것으로확인되었다. Decressin and Fatas(1995) 은미국과유럽의지역노동시장조정동학을비교연구하였다. 미국의지역을 51개 (50개주와워싱턴 DC) 로구분하였고이와유사하게유럽을 51개지역으로구분하였다. 3) 이들에따르면지역특수적충격이
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 7 발생할경우유럽에서는처음 3년사이에대부분의충격이지역내경제활동참가율의변화에의해흡수되는데비해서미국은즉각적으로노동력의지역간이동을통해충격을흡수한다. 유럽에서지역간이동이미미한역할을하는이유가혹시국가간이동의비용이높기때문이아닌가라는의문에답하기위해이들은독일, 이탈리아, 영국개별국가를여러지역으로구분하여각각지역특수적충격에따른조정을살펴보았다. 분석결과유럽전체를대상으로한것과마찬가지로초기에는경제활동참가율의변화가지역특수적충격을대부분흡수함을알수있다. 경제활동참가율의변화가어떻게일어날수있는지에대해 Decressin and Fatas(1995) 는중고령자의조기은퇴, 여성의탄력적인노동시장전입과전출을거론한다. 미국에비해유럽에서조기은퇴제도및장애연금제도가잘발달해있고이를이용하여고용조정이이루어진점과여성의노동시장전 출입이미국보다유럽에서더활발하다는점에서지역내경제활동참가율의탄력적인변화를설명할수있다. 이외에개별국가에대한많은연구들이있다. Choy, Mare and Mawson (2002) 는뉴질랜드의지역노동시장조정동학을검토하고있다. 뉴질랜드의경우지역간이주가지역노동시장상황의조정에서지배적인역할을하고있다. 이들의연구에따르면호주및미국에비해서뉴질랜드는휠씬더지역간이주가중요한역할을수행하고있다. Vickery(1999) 는호주의지역노동시장조정과정을검토했는데호주의경우노동자의지역간이주가상당부분조정기제로서기능했다고평가된다. Broersma and van Dijk(2002) 는네덜란드를검토하였는데 Decressin and Fatas(1995) 의유럽적조정방식과유사하게경제활동참가율의변화가지역적충격의대부분을흡수한다는결과를얻었다. 이와함께지역노동시장의조정속도는미국과비슷한수준이며유럽에비해빠르다는점에서네덜란드가상대적으로유연하다고평가하고있다. 이처럼네덜란드의유연성이높아진이유는 1980년대후반이후이루어진사회보장제도의개혁때문으로해석한다. Maki-Arvela(2003) 는핀란드를검토하고있다. 핀란드의경우 3) 구체적으로살펴보면프랑스 8 개지역, 독일 8 개, 이탈리아 11 개, 스페인 7 개, 영국 11 개, 벨기에, 덴마크, 그리스, 아일랜드, 네덜란드, 포르투갈은단일한지역으로분류하였다. (Decressin and Fatas, 1995: 1630)
8 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 경제활동참가율의변동이지역적충격을흡수하는주요기제이지만세계화와유럽통합의추세속에서지역간이주의역할이증대할것으로예측하고있다. 대부분의나라에서공통적인것은첫째, 실업률의역할이미미하다는점이다. 이것은경제활동참가의변화또는노동자의이주등이더중요한역할을한다는것을말해준다. 둘째, 지역적충격에따른지역간임금격차의변화가크지않다는것이다. 마지막으로지역노동시장의조정특성에따른규범적평가및대응정책유형에대해언급할필요가있다. 우선이주가활발한것이좋은것인지, 아니면정반대의경우가좋은것인지에대한평가도필요하다. 한편으로노동자의이주가자유롭다는것은자원배분의효율성을높이는좋은수단이되고이에따라이주가활발해야한다고생각할수있다. 다른한편으로노동자의이주와관련된음의외부성이존재한다면노동자가이주하는것보다기업이이주하는것이더나은대안이될것이다. Maki-Arvela(2003) 는이주가활발하다고해서효율적인조정이이루어질수있는것은아니다는점을지적했다. 노동자의이주가과도하게이루어지거나선별적으로이루어져서나쁜충격이왔을때임금이떨어지면서동시에좋은품질의노동자가다빠져나가버린다면, 아무리그지역의임금수준이낮더라도타지역의기업들은그지역으로들어와일자리를만들어내지않을것이다. 만약나쁜충격을받은지역에서먼저빠져나가는이들이숙련노동자라면이지역에미숙련노동자만이남게될것이고이지역에서는미숙련노동자에대한교육훈련이중요한정책과제가될것이다. Choy, Mare and Mawson(2002) 는충격흡수에서지역간이주가중요한역할을한다면지역개발정책은애초에의도했던지역내취약집단에게취업기회를제공하지못하고오히려새롭게이주해온이들에게취업기회를제공하는결과를낳을것임을지적했다. 이처럼지역을타깃으로한정책이지역노동시장개선의목표에대해효과적인가라는질문에대해만약이주가활발할경우에는그다지효과적이지않을수있다. 이주가활발할경우한지역에대한정책의효과는여러지역들로흩어져버리기때문이다.
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 9 Ⅲ. 한국지역노동시장의조정 1. 노동시장성과의지역성은지속되는가 가. 취업자증가율장기간에걸친지역간불균등발전은여러나라에서관찰되는현상이다. 미국의경우네바다, 애리조나, 캘리포니아, 플로리다등의선벨트지역은전미국평균취업자증가율의 2% 포인트이상계속증가하였고매사추세츠, 뉴욕, 펜실베니아, 웨스트버지니아등은전미국평균증가율보다낮은증가율을지속적으로유지하고있다. 4) 유럽의경우에도 1968~77년까지의지역별평균취업자증가율에대해 1978~87년까지의지역별평균증가율을회귀한결과에따르면회귀직선의기울기는 0.55로서상당히강한지역취업자증가율의지속성이관찰된다. 5) 한국의경우에도이런현상은관찰된다. 이를확인하기위해경제활동인구조사자료를이용하였다. 경제활동인구조사는대표적인한국의노동력조사자료인데지역별통계는 1989년부터이용가능하다. 지역은총 15개로구분하였는데이중에서 6개는광역시이고 9개는도지역이다. 6) [ 그림 2] 는 1990~94 년사이의평균취업자증가율과 2000~2004년사이의평균취업자증가율을점산도로표현한것이다. 그림에서확인할수있는것처럼 10년간의기간사이에지역별취업자증가율은지속적인격차를유지하고있다. 경기도와대전이전국평균에비해지속적으로높은취업자증가율을유지하고있으며, 반대로전남과경북, 강원등의지역은지속적으로낮은취업자증가율을보여주고있 4) Blanchard and Katz(1992), pp.5~11 참조. 5) Decressin and Fatas(1995), pp.1634~1635 참조. 6) 1998 년이전경상남도에포함되어있던울산이 1998 년부터광역시로변경되어 2004 년현재광역시는 7 개이다. 1998 년이전시계열에울산광역시가구분되어있지않으므로긴시계열을이용하기위해울산을경상남도에포함시켜 15 개의지역으로구분하여살펴본다.
10 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 [ 그림 2] 취업자증가율의지역별격차의지속성 6 강원 5 2000-2004 년취업자증가율 4 대전 3 전북광주인천경기대구 2 서울 제주 충남 1 경남 전남 부산 0-4 -2 0 2 4 6 8 경북 -1-2 1990-1994 1990~1994 년년취업자증가율취업자증가율 자료 : 통계청, 경제활동인구조사. 다. 1990년대초반의취업자증가율에대해 2000년대초반의취업자증가율을회귀할경우회귀직선의기울기는 0.49이며결정계수는 0.69이다.(p값추가 ) 나. 경제활동참가율과고용률 [ 그림 3] 에서보는바와같이경제활동참가율의지역별차이역시 10년의기간사이에도지속적으로유지되고있다. 제주도는 1990년대초반전국에서가장높은경제활동참가율을보였는데 2000년대초반에도마찬가지로가장높은수준을보인다. 반대로광주는 10년의시간간격에도불구하고여전히가장낮은수준의경제활동참가율을보이고있다. 앞선경우와마찬가지로 1990년대초반의경제활동참가율에대해 2000년대초반의경제활동참가율을회귀할경우회귀직선의기울기는 0.95이며결정계수는 0.81이다.(p값추가 )
[ 그림 3] 경제활동참가율의지역별격차의지속성 한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 11 70 제주 68 66 경북 충전남 2004 년실업률 64 62 60 58 서울경남경기인천대구대전충북강원전북광주부산 56 54 52 50 50 55 60 65 70 1994 실업률 1994년실업률 자료 : 통계청, 경제활동인구조사. [ 그림 4] 지역별고용률격차의지속성 70.0 68.0 제주 66.0 64.0 62.0 60.0 58.0 56.0 대전 광주 대구강원 부산 전북 경남 서울인천충북 경북 경기 충남 전남 54.0 52.0 50.0 54.0 56.0 58.0 60.0 62.0 64.0 66.0 자료 : 통계청, 경제활동인구조사.
12 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 최근고용정책에서고용률이중요한정책지표로주목받고있다. 고용률은생산가능인구중취업자의비율로정의된다. 비경제활동인구와실업자사이를오가는사람들로인해실업률이고용상황을잘반영하지못하는문제점을가지고있기때문에실업률보다고용률이고용정책적관점에서중시되고있다. 지역별고용률을살펴보면 2004년기준제주도가 68% 로가장높고광주광역시가 56% 로가장낮다. 대도시의경우 58%, 도단위지역의경우 61% 로서도단위지역이약간더높다. 10년사이전국의고용률평균은거의변화가없었지만지역별로는고용률의상승과하락이엇갈리고있다. 광역시단위지역에서는대전의고용률이 10년사이비교적큰폭으로상승했으며, 도단위지역의경우경남, 경북지역의고용률이제고되었다. 이에비해부산과충북, 전북의고용률은큰폭으로떨어졌다. 1994년과 2004년의지역별고용률을점산도로보여주는 [ 그림 4] 에서보듯, 고용률의지역별격차는비교적긴기간사이에도지속적으로유지되고있음을알수있다. 고용률의지속성은첫째, 장기적으로지역의취업자증가와함께생산가능인구의증가가동행하고있으며둘째, 쉽게변하지않는지역별특성의존재가고용률에영향을주고있기때문인것으로보인다. 다. 실업률지역별실업률의격차가지속적인지에대해서기존의경험적연구는명확한결론을주고있지않다. Blanchard and Katz(1992) 의 [ 그림 3] 은 1975~85년사이실업률의지속성여부를보여주고있는데, 이에따르면지역별실업률에는지속성이거의존재하지않는것으로보인다. 이에비해 Decressin and Fatas(1995) 에서는미국에서도일정정도의실업률의지속성이관측되며유럽에서는더큰지속성이관측된다고주장하고있다. Choy, Mare and Mawson(2002) 에서는뉴질랜드의지역별실업률지속성을검토하고있는데 1986년실업률과 2000년실업률간의회귀직선의회귀계수가 5% 수준에서유의한 0.64의값을갖는다는결과를얻어상당한정도의지속성이존재함을알수있다.
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 13 앞서제Ⅱ장의이론적분석에서확인한것처럼어떤지역의고용충격이발생하여실업률이변화하더라도노동시장의조정동학에의해원래수준으로회복하는경향이존재한다. 그런데원래수준으로회복하는경향이있다고해도지역별실업률의시점간비교를해보면마치지역적실업률이지속성을갖는것처럼보일수있다. 인구구성이나산업구성의차이등의구조적원인에의해지역별로균형실업률에큰차이가존재하여시계열평균값에큰차이가있다면실업률의지속성이있는것처럼보일수있다. 따라서지역별로구조적차이를갖는경우에는이를통제하면서노동시장조정동학을분석해야한다. [ 그림 5] 는 1994년한국의지역별실업률과 2004년의지역별실업률을비교한것이다. 그림에서보듯, 1994년에실업률이높았던지역은 2004년에도실업률이높은것으로나타나지역별실업률격차의지속성이뚜렷한것처럼보인다. 그런데 16개시도를광역시단위와도단위로구분하여보면전혀다른모습이나타난다. 광역시의경우실업률이높았던지역이 10년후실업률이높은현상을발견하기힘들며, 도단위지역의경우경기도를제외하면 10년전의실업률과 2004년의실업률사이에는아무런관련이없는것으로나타난다. [ 그림 5] 지역간실업률차이의장기지속성 : 전체지역 5 4.5 4 3.5 경기 서울인천 광주대구 대전 부산 2004 년실업률 3 2.5 2 제주전경남북강충원남 경충남북 전북 1.5 1 0.5 0 0 1 2 3 4 5 1994 실업률 1994년실업률 자료 : 통계청, 경제활동인구조사.
14 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 [ 그림 6] 지역간실업률차이의장기지속성 : 광역시지역 5 서울 4.5 4 3.5 인천 광주 대구 부산 대전 2004 년실업률 3 2.5 2 1.5 1 0.5 0 0 1 2 3 4 5 1994 년실업률 자료 : 통계청, 경제활동인구조사. [ 그림 7] 지역간실업률차이의장기지속성 : 도단위지역 4 3.5 경기 3 2004 년실업률 2.5 2 1.5 제주 전남경북강원충남 경남충북 전북 1 0.5 0 0 0.5 1 1.5 2 2.5 3 1994 1994 년년실실업률업률 자료 : 통계청, 경제활동인구조사.
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 15 [ 그림 8] 지역간실업률차이의단기지속성 : 광역시지역 2004 년실업률 4.8 서울 4.6 인천 4.4 4.2 부산광주대구 4 3.8 대전 3.6 3.4 3.2 3 3 3.2 3.4 3.6 3.8 4 4.2 4.4 4.6 2003년실업률 자료 : 통계청, 경제활동인구조사. [ 그림 5] 처럼광역시와도단위지역을한꺼번에두었을때마치실업률의지속성이관측되는이유는광역시의평균실업률과도단위지역의평균실업률에격차가존재하기때문이다. 대도시지역은구조적으로도단위지역에비해실업률이높고, [ 그림 6] 과 [ 그림 7] 처럼두지역을구분해서보면대도시의경우나도단위지역의경우나모두 10년전에실업률이높았다고해서지금도실업률이높은것은아니라는것을알수있다. 단기적으로볼때실업률의지역별차이가 1년기간사이에완전히해소되는것은아니다. [ 그림 8] 은대도시지역의 2003년실업률과 2004년실업률을점산도로나타낸것인데그림에서보는것처럼실업률이낮은대도시지역은다음해에도낮고높은지역은다음해에도높다는것을알수있다. 라. 지역별임금률격차의지속성한국의경우지역별임금수준에대한대표성있는장기간의시계열자료를얻기는어렵다. 노동부의 매월노동통계 는 1996년부터임금자료를활용할수있으며그나마 1996~98년까지는 10인이상사업체에한정된자료이며 1999년
16 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 [ 그림 9] 지역별임금률격차의단기지속성 : 2003~2004 년 1.2 서울 1.15 1.1 울산 2004 년상대임금률 1.05 1 0.95 0.9 0.85 경북경남강원부산광주충북인천제주대구 전북 대전경기전남충남 0.8 0.8 0.85 0.9 0.95 1 1.05 1.1 1.15 1.2 2003년상대임금률자료 : 통계청, 경제활동인구조사. [ 그림 10] 지역별임금률격차의중기지속성 : 1999~2004 년 1.2 1.15 서울 1.1 울산 2004 년상대임금률 1.05 1 0.95 0.9 0.85 대전충남경기전남경북인천경남충북광주부산강원제주전북대구 0.8 0.8 0.85 0.9 0.95 1 1.05 1.1 1.15 1.2 1999년상대임금률자료 : 통계청, 경제활동인구조사.
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 17 이후는 5인이상사업체로확대되어시계열이분절되어있다. 따라서앞에서살펴본실업률이나고용률과같이 1990년대전반기와 2000년대전반기를비교하는것은불가능하다. 본분석에서는 10년의기간의절반에해당하는 5년의기간사이의지속성을살펴보고자한다. [ 그림 9] 는 2003년전국평균임금대비지역별상대임금률을가로축에, 2004 년지역별상대임금률을세로축에두고그린점산도이다. 그림에서확인할수있는것처럼전년도와금년도의상대임금률은강한상관관계를가지고있다. 대기업본사와금융업종이밀집해있는서울의경우상대임금률이매우높으며대기업생산공장이몰려있는울산의경우도임금률이높다. [ 그림 10] 은 1999 년상대임금률과 2004년상대임금률을도시한것인데앞선 [ 그림 9] 와는확연히다른양상을보여준다. 단기지속성에서관찰되던강한양 (+) 의상관관계는발견하기어렵다. 2. 일자리조정의내적동학 가. 일자리창출과소멸의지역별차이 지금까지살펴본실업률, 고용률, 경제활동참가율은노동자개인에대한조사를중심으로살펴본것이다. 이하에서는사업체조사자료를이용하여지역별일자리변동및노동이동의변화양상을살펴보고자한다. 일자리변동은일자리창출과소멸을지칭하는것으로서이를측정함으로써시점과시점사이의순변동량배후에있는일자리의창출과소멸의수준과변화방향을알수있다. 노동이동은사업체를기준으로한채용률과이직률의흐름을지칭한다. 실업률과고용률의변동이측정하지못하는풍부한내적동학을살펴볼수있다는점에서최근많은연구가이루어지고있는분야이다. 7) 7) 지역일자리창출률은전년도와금년도의지역내전체사업체의일자리수의평균값을분모로하고전년도와금년도사이일자리가늘어난사업체의일자리증가량의총합을분자로하여계산된백분율이다. 지역일자리소멸률은일자리가줄어든사업체의일자리감소량의총합을분자로하여비슷하게계산된백분율이다. 일자리재배치율은일자리창출률과일자리소멸률의합으로정의된다. 일자리순증가율은일자리창출률에서일자리소멸률을뺀값이다. 자세한용어정의및방법론에대해서는 Davis and Haltiwanger(1999), 김혜원 (2004) 참조.
18 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 사용한자료는한국의고용보험 DB 원자료이다. 한국의고용보험제도는 1998년전후로크게바뀌었다. 1998년도에고용보험가입요건이종업원규모 30인이상에서 5인이상으로, 다시 1인이상전사업장으로확대되었다. 그리고개인차원에서도상용직근로자기준에서임시직까지가입되는것으로변화하였다. 따라서고용보험 DB가안정성을갖게된시점은 1999년이후라고할수있다. 경제활동인구조사는모든산업, 모든규모의사업체, 모든종사상지위의노동자를대상으로하지만, 고용보험 DB는공공부문이빠지고 5인미만의종사자를갖는사업체는빠지며고용보험적용대상이되지않는자영업이나특수고용지위의근로자가누락되어있다. 이런점에서고용보험 DB 원자료를이용한본절의결과는상대적으로좋은일자리 (good job) 의창출과소멸에대한제한적정보를보여준다는점에유의할필요가있다. < 표 1> 은 1999~2003년까지지역별일자리창출률과소멸률그리고일자리재배치율등의평균값을지역별로요약한것이다. 도단위지역의경우경기, 강원, 충남지역의경우일자리창출률이높은데비해경남, 전남지역의일자리창출률이낮다. 광역시단위지역의경우광주, 서울이높은데비해서울산이매우낮게나타난다. 일자리소멸률은도단위지역의경우강원, 충북이높게나타나고광역시지역은인천이높게나타난다. 일자리재배치율은강원과인천이각각가장높다. 일자리창출과소멸에대한김혜원 (2004) 의시계열분석에따르면, 순일자리증가율이증가하는호황기에일자리창출률은높아지고소멸률은낮아지며, 순일자리증가율이낮아지는경기불황기에는일자리창출률은낮아지고소멸률은높아진다. 이러한일자리창출률과소멸률의시계열특성은지역별횡단면자료에서도확인된다. [ 그림 11] 은가로축에지역별순일자리증가율을, 세로축에지역별일자리창출률과소멸률을보이고있다. 각자료는 1999~2003년까지의지역별평균값이며, 16개시 도로지역을구분하였다. 순일자리증가율과일자리창출률의점산도는우상향하는모습을나타내고있으며순일자리증가율과일자리소멸률의점산도는우하향하는모습을나타내고있다. 그림에서보는것처럼고용사정
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 19 < 표 1> 일자리변동률의지역별차이 jgr jcr ( 창업 ) ( 확장 ) jdr ( 폐업 ) ( 축소 ) jrr jer 서울 0.066 0.164 0.056 0.108 0.098 0.024 0.074 0.262 0.196 부산 0.033 0.151 0.066 0.085 0.118 0.039 0.079 0.268 0.235 대구 0.032 0.149 0.064 0.085 0.117 0.037 0.080 0.266 0.227 광주 0.058 0.169 0.080 0.089 0.111 0.037 0.074 0.281 0.223 인천 0.034 0.161 0.071 0.090 0.127 0.036 0.091 0.287 0.249 대전 0.059 0.164 0.074 0.090 0.104 0.033 0.071 0.268 0.209 울산 0.039 0.123 0.059 0.065 0.084 0.026 0.058 0.207 0.168 경기 0.072 0.176 0.072 0.104 0.104 0.030 0.074 0.280 0.207 강원 0.052 0.175 0.085 0.090 0.123 0.047 0.077 0.298 0.246 충북 0.047 0.169 0.072 0.096 0.121 0.036 0.085 0.290 0.243 충남 0.073 0.173 0.070 0.102 0.099 0.030 0.070 0.272 0.198 전북 0.043 0.158 0.076 0.082 0.114 0.038 0.076 0.272 0.228 전남 0.050 0.159 0.072 0.087 0.109 0.032 0.077 0.268 0.217 경북 0.050 0.156 0.064 0.092 0.106 0.031 0.075 0.261 0.211 경남 0.050 0.153 0.066 0.087 0.103 0.032 0.071 0.255 0.205 제주 0.050 0.167 0.079 0.088 0.117 0.042 0.075 0.284 0.234 주 :jgr 은순일자리증가율, jcr 은일자리창출률, jdr 은일자리소멸률, jrr 은일자리재배치율, jer 은초과일자리변동률이다. 자세한정의는전병유 김혜원 (2003) 참조. 자료 : 통계청, 고용보험 DB, 원자료. 이호전되는지역에서는일자리창출률은높아지고소멸률은낮아지는현상이나타나창출과소멸양자모두고용사정호전에기여한다. 반대로고용사정이악화되는지역에서는일자리창출률이낮아지고소멸률은높아진다. 전병유 (2003) 는지역별순일자리증가율과일자리창출 소멸률의관계를검토하면서지역별순일자리증가는일자리창출이주도함을밝힌바있다. 본절의분석결과역시전병유 (2003) 과일치한다. 최근 5년간자료의분석에따르면순일자리증가가 1% 포인트늘어날때창출률은 0.63% 포인트로증가하는데비해소멸률은 0.36% 포인트감소한다. 지역의일자리순증가는소멸률이크게감소하기보다는창출률이크게증가함으로써이루어진것이다. 일자리소멸보다일자리창출이지역의일자리순증가를주도함을확인할수있다.
20 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 [ 그림 11] 전체사업체의일자리창출과소멸 20.0% 18.0% y = 0.6354x + 0.1281 R 2 = 0.3995 16.0% 14.0% 12.0% 10.0% 8.0% 6.0% y = -0.3646x + 0.1281 R 2 = 0.1797 4.0% 2.0% 0.0% 0.0% 1.0% 2.0% 3.0% 4.0% 5.0% 6.0% 7.0% 8.0% 순일자리증가율 평균 : jcr 평균 : jdr 선형 ( 평균 : jcr) 선형 ( 평균 : jdr) 자료 : 통계청, 고용보험 DB, 원자료. [ 그림 12] 지속사업체의일자리창출과소멸 12.0% 10.0% y = 0.7442x + 0.0791 R 2 = 0.5766 8.0% 6.0% y = -0.2558x + 0.0791 R 2 = 0.1386 4.0% 2.0% 0.0% -0.5% 0.0% 0.5% 1.0% 1.5% 2.0% 2.5% 3.0% 3.5% 4.0% 순일자리증가율 평균 : jcr 평균 : jdr 선형 ( 평균 : jcr) 선형 ( 평균 : jdr) 자료 : 통계청, 고용보험 DB, 원자료.
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 21 앞에서우리는지역의일자리증가를일자리창출률이주도한다는것을확인한바있다. [ 그림 12] 는창업과폐업을제외하고지속사업체만의일자리창출 소멸을순일자리증가에대해그린것이다. 8) 그림에서볼수있듯이일자리창출률은순일자리증가율 1% 포인트증가에대해 0.75% 포인트증가하지만일자리소멸률은크게반응하지않고있다. 그런데지속사업체의일자리창출률이순일자리증가율에반응하는정도가전체사업체의일자리창출률의반응정도에비해크다는점에서지역별일자리창출은새로운사업체의창업에의한고용창출보다는지속사업체의확장으로야기된고용창출에의해주도됨을알수있다. 반대로지속사업체의일자리소멸률이순일자리증가율에반응하는정도는전체사업체의반응정도에비해작다. 이런점에서일자리소멸은지속사업체의고용축소보다는폐업하는사업체에의해주도된다는것을알수있다. 다. 지역별채용과이직흐름채용률 (hr) 은평균노동자수대비 1년기간사이에새로사업체에채용된사람의비율을의미하며, 이직률 (qr) 은평균노동자수대비 1년사이에사업체를떠난사람의비율을의미한다. 총노동자재배치율 (wrr) 은채용률과이직률의합으로서노동자의이동수준을보여준다. 일자리창출률과소멸률이사업체수준에서일자리의창출과소멸을측정한다면, 채용률과이직률은사업체수준에서노동자의이동을측정한다. 채용과이직을유발하는중요한하나의원인은일자리의창출과소멸이지만일자리의창출과소멸이외의다른요인에의해서도노동자의이동은발생한다. 초과노동이동률 (cfr) 은총노동자재배치율에서일자리재배치율을차감한것으로서일자리의창출과소멸이외의원인에의한노동이동의수준을보여준다. < 표 2> 는채용률과이직률등노동자재배치율의지역별차이를고용보험 DB를이용해계산한결과를보여주고있다. 8) 지속사업체의일자리창출률과소멸률의분모는지속사업체뿐만아니라창업, 폐업사업체의일자리수를모두감안한값을사용하였다. 이렇게정의할경우전체사업체의일자리변동률과비교하기가쉽기때문이다.
22 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 < 표 2> 노동자재배치율의지역별차이 : 1999~2003 년평균 hr qr wrr cfr jrr/wrr jcr/hr jdr/qr 서울 0.312 0.246 0.558 0.295 0.470 0.527 0.399 부산 0.293 0.260 0.553 0.285 0.485 0.514 0.452 대구 0.302 0.270 0.572 0.306 0.466 0.494 0.434 광주 0.302 0.244 0.545 0.265 0.515 0.561 0.457 인천 0.299 0.265 0.564 0.277 0.509 0.537 0.477 대전 0.298 0.239 0.537 0.269 0.499 0.549 0.437 울산 0.221 0.182 0.403 0.196 0.514 0.557 0.461 경기 0.322 0.249 0.571 0.291 0.490 0.547 0.416 강원 0.315 0.263 0.578 0.280 0.515 0.555 0.468 충북 0.312 0.265 0.577 0.287 0.503 0.541 0.458 충남 0.309 0.235 0.544 0.273 0.499 0.559 0.421 전북 0.296 0.253 0.549 0.277 0.495 0.532 0.452 전남 0.284 0.234 0.518 0.250 0.517 0.560 0.465 경북 0.285 0.236 0.521 0.260 0.502 0.545 0.449 경남 0.284 0.233 0.517 0.261 0.494 0.539 0.440 제주 0.310 0.260 0.570 0.286 0.498 0.538 0.450 주 :hr 은채용률, qr 은이직률, wrr 은총노동자재배치율, cfr 은초과노동이동률임. 자세한정의는전병유 김혜원 (2003) 참조. 자료 : 통계청, 고용보험 DB, 원자료. [ 그림 13] 순일자리증가율과지역별채용률과이직률 35.0% 30.0% y = 0.7529x + 0.2584 R 2 = 0.1765 25.0% 20.0% y = -0.2471x + 0.2584 R 2 = 0.0226 15.0% 10.0% 5.0% 0.0% 0.0% 1.0% 2.0% 3.0% 4.0% 5.0% 6.0% 7.0% 8.0% 순일자리증가율 평균 : hr 평균 : qr 선형 ( 평균 : hr) 선형 ( 평균 : qr) 자료 : 통계청, 고용보험 DB, 원자료.
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 23 지역별순일자리증가율에대해지역별채용률과이직률을점산도로도시한 [ 그림 13] 에서보듯, 한국지역노동시장에서는고용사정이좋은지역일수록채용률은높고이직률은낮다. 또한고용사정이악화되는지역일수록채용률이낮고이직률은높다. Bockerman et al.(2001) 에의한핀란드의지역노동시장연구에따르면고용사정이나쁜지역에서근로자들의자발적이직이줄면서초과노동이동률은낮고, 고용사정이좋은지역은초과노동이동률이높다. [ 그림 14] 는 1999~2003 년사이고용보험 DB를이용해계산한한국의순일자리증가율과초과노동이동률의점산도이다. 그림에서볼수있는것처럼한국의경우순일자리증가율이높은지역이라고해서초과이동률이높아지는특성은관찰되지않는다. 마찬가지로순일자리증가율이낮은지역이라고해서초과이동률이낮아지는특성은관찰되지않는다. 이러한결과는 Bockerman et al.(2001) 이주장한지역의고용사정과지역내자발적노동자이동사이의양 (+) 의상관관계가설과양립하지않는것으로해석될수도있다. [ 그림 14] 순일자리증가율과초과노동이동률 : 1999~2003 년 35.0% 30.0% y = 0.2351x + 0.2605 R 2 = 0.0147 25.0% 20.0% 15.0% 10.0% 5.0% 0.0% 0.0% 1.0% 2.0% 3.0% 4.0% 5.0% 6.0% 7.0% 8.0% 순일자리증가율 평균 : cfr 선형 ( 평균 : cfr) 자료 : 통계청, 고용보험 DB, 원자료.
24 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 자발적노동자이동과고용사정의관계는초과노동이동률의차이에의해서만검토될수있는것은아니다. 자발적노동자이동은노동자채용과일자리창출의차이, 노동자이직과일자리소멸의차이에의해서도살펴볼수있다. 지역의순일자리증가율과채용중창출비중과이직중소멸비중을점산도로그린 [ 그림 15] 에서보듯, 순일자리증가율과창출비중은양 (+) 의상관관계를, 순일자리증가율과소멸비중은음 (-) 의상관관계를갖는다. 고용사정이좋은지역일수록이직중에서일자리소멸이차지하는비중이낮고채용중에서일자리창출이차지하는비중이높다. 고용사정이좋은지역에서는비자발적인이직보다는자발적인이직이많으며, 채용의경우에도기존노동자가떠난공석을채우기보다는새로만들어진일자리를채우는것이많다. 이와대조적으로고용사정이나쁜지역의경우비자발적인이직이많으며일자리창출로만들어진일자리보다는빈공석을채우는채용이많다. 이러한결과는 Bockerman et al.(2001) 의가설과일치한다. 고용사정이좋은지역에서는자발적인이직의비중이높으며고용사정이나쁜지역에서는비자발적인이직이많다. [ 그림 15] 순일자리증가율과채용중일자리창출비중및이직중일자리소멸비중 0.600 y = 0.738x + 0.5035 R 2 = 0.2758 0.500 0.400 0.300 y = -1.0481x + 0.4991 R 2 = 0.4224 0.200 0.100 0.000 0.000 0.010 0.020 0.030 0.040 0.050 0.060 0.070 0.080 jgr jcr/hr jdr/qr 선형 (jdr/qr) 선형 (jcr/hr) 자료 : 통계청, 고용보험 DB, 원자료.
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 25 Ⅳ. 조정동학의추정 지역 j의상대고용수준 는전체취업자대비지역 j의취업자의비율로정의된다. 지역 j의상대취업률 는실업률의대리변수로서전국취업률에대비한지역 j의취업률의비율로정의된다. 지역 j의상대경제활동참가율 는전국경제활동참가율에대비한지역 j의경제활동참가율의비율로정의된다.,, 는각각,, 를자연로그취한값이다. 사용한자료는경제활동인구조사연간자료이다. 보다긴시계열자료를활용하기위해서는광역시자료를지리적으로인접한도단위지역과통합시키는것이필요하여, 제Ⅲ장과달리 9개지역으로구분하였다. 이에따라서울, 인천은경기도로, 부산은경남, 대전은충남, 광주는전남으로통합되었다. Blanchard and Katz(1992) 를따라추정모형은다음과같이설정하였다. (1) (2)
26 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 (3) 단순한벡터자기회귀모형 (VAR) 과비슷하지만몇가지점에서차이를갖는다. 첫째, 와 는수준변수이지만 는차분변수이다. 그이유는상대고용수준이불안정시계열이기때문에안정적시계열을얻기위해로그차분을했기때문이다. 둘째, 상수항의하첨자에서알수있듯이위모형은고정효과모형으로서상대고용수준의로그차분값, 상대취업률과상대경제활동참가율의지역별차이를고려하였음을알수있다. 우선상대고용수준의로그차분값이란지역별취업자증가율에서전국취업자증가율을뺀값으로서, 평균을조정한지역별취업자증가율을의미한다. 지역별취업자증가율이비교적긴기간사이에도지역마다다르며, 지역이불균등하게발전한다는것은제Ⅲ장의 1. 가항에서확인한바있다. 이를감안하여취업자증가율이지역별로상이할수있음을감안할수있도록 이아닌 를사용하였다. 이와유사하게제Ⅲ장 1. 다항에서실업률이대도시지역과도단위지역사이에평균값의차이가있음을지적한바있다. 지역별실업률의평균값의차이를감안하여지역별로상이한상대취업률을허용하였다. 경제활동참가율도마찬가지이다. 셋째, 단순한 VAR 모형은모든설명변수가시차를가진변수들이지만위모형에서는시차를갖지않는변수, 즉 이식 (2) 와식 (3) 의설명변수로포함되어있다. 이처럼금기변수가설명변수로포함되는것을구조적 VAR 모형이라고부르며, 이경우관측되는잔차항은 (z=1,2,3) 의함수로서정의된다. 우리의관심사는지역적수요충격이다. Blanchard and Katz(1992) 의방법을따라서지역의상대고용비중의예상치못한변화를지역적수요충격으로정의한다. 이러한정의는지역의상대고용비중변동이주로지역적수요충격으로부터나타나는것이지, 지역적노동공급증가나지역간이주를통해나타나는것이아니라는것을전제한다. 이는금기의취업률충격이나경제활동참가율충
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 27 격이금기의지역의상대고용비중변화에영향을주지않는다는것을의미한다. 이에따라식 (1)~(3) 에서보는것처럼금기의상대고용비중변동은금기의취업률이나경제활동참가율에는영향을주지만반대의영향은존재하지않는것으로가정하였다. 회귀에사용된시차는 2이며그에따른추정결과는 < 표 3> 과같다. [ 그림 16] 은상대고용, 취업률, 경제활동참가율이상대고용의단위표준편차만큼의충격에따라어떻게변화하는지를보여준다. 상대고용의단위표준편차충격은상대고용 1.1% 의증가를가져오고경제활동참가율은 0.9%, 취업률은 0.17% 증가한다. 시간이흐름에따라상대고용은 0.2% 증가로귀결된다. 경제활동참가율은 2년후부터계속하락하여 6~7년정도에는원래상태로복귀한다. 취업률은 2년후까지높아진후 3년후부터는오히려하락한다. 다시말해서실업률이처음에는감소하다가증가하게된다는것이다. 이것은경제활동참가율의증가로인해구직자가늘어나기때문으로해석된다. [ 표 3] 추정결과 피설명변수설명변수 고용의변화 고용률 경제활동참가율 고용의변화 1.38 (0.24) 고용의변화 -0.01 (0.09) 고용률 -2.59 (0.41) 고용률 1.38 (0.35) 경제활동참가율 -1.85 (0.29) 경제활동참가율 1.36 (0.27) 0.25 (0.08) -0.02 (0.03) 0.28 (0.14) -0.12 (0.13) -0.30 (0.10) 0.23 (0.09) 0.35 (0.21) 0.01 (0.08) -1.03 (0.36) 0.91 (0.31) 0.27 (0.25) 0.33 (0.24) 0.62 0.89 0.96
28 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 [ 그림 16] 양 (+) 의수요충격에대한충격반응결과 0.0120 0.0100 0.0080 0.0060 0.0040 0.0020 0.0000 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21-0.0020 EM ER PR 지역적노동수요충격이상대고용비중에미치는효과는매우빠른속도로줄어든다. 최종균형상태와비교해보면최초에발생한충격에따른상대고용증가의 80% 가결국은사라지고결과적으로지역의상대고용은 0.2% 증가하는것에그치고만다. 이러한결과는유럽의경우최초충격의 30% 가량이소실되는것과, 미국의경우 20% 가소실되는것과대조적이다. 이처럼장기균형에서상대고용비중이미국이나유럽에비해작다는것은어떻게해석할수있을까? 최종적인장기고용량은지역간이동이적다는것으로설명할수있다. 지역간이동이적은하나의이유는지역간이동을가로막는이주비용이매우크기때문으로볼수있다. 또하나의이유는지역내에비경제활동인구가풍부하게존재하고있어서지역외의사람들이이주하기전에이들이일자리를두고경합을벌이게된다는것이다. 이에따라타지역사람들이이주할유인이크지않게된다. 9) 9) 경제활동참가율이불안정적시계열일경우결과와해석이달라질수있으며, 이에대해서는추가적인연구가필요하다.
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 29 지역노동수요충격이후에취업률과경제활동참가율은원래수준으로회복된다. 경제활동참가율의경우노동수요충격이후에급상승한뒤서서히하락한다. 유럽과미국과마찬가지로 5~6년의기간이지난후에원래수준으로회복된다. 한국의자료를이용한분석에서는취업률의경우 2년에걸쳐상승한뒤이후 3년동안최초수준보다낮은값에머문뒤회복된다. 이와대조적으로유럽과미국의경우에는취업률이조정과정에서충격이전보다낮은수준으로떨어지지않는다. [ 그림 17] 은지역고용량변동을실업률변화, 경제활동참가율변화그리고이주에의한것으로분해하여동태적인변화를보여준다. 지역노동수요충격은 1년후에취업률과경제활동참가율의증가에 92% 반영된다. 2년후에는 83%, 3년후에는 72% 반영된다. 유럽의경우 3년후부터순이주에의해흡수되는데비해한국의경우에는 5년이지나도이주가설명하는비율이 50% 를넘지않는다. 이런점에서한국의경우지역간이주의효과가매우제한적임을알수있다. 이러한분석결과가마치지역간격차에도불구하고지역간노동이동이없다는의미로해석되어서는안된다. 구조적 VAR 모형의추정에서지역별고정효과가감안되었다. 이것의의미는한지역과다른지역의고용량의지속적인격 [ 그림 17] 양 (+) 의수요충격에대한충격반응의누적결과 1.2 1 0.8 0.6 0.4 0.2 0-0.2 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21-0.4 ER PR MIG
30 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 차가존재함을전제했다는것이다. 지역간노동이동은지역간의구조적격차를반영하여지속적으로이루어지고있음을의미한다. 분석결과가말해주고있는것은, 구조적격차가아닌일시적충격에의한지역간격차가발생했을경우지역간이주가중요한역할을하지않는다는것이다. Ⅴ. 요약및향후과제 본논문은크게두부분으로구성되는데하나는한국지역노동시장의주요경제변수들의지역간격차가단기 장기에걸쳐어떻게조정되는지에대한전형적사실을검토하였다. 우선지역간불균등발전이긴기간에걸쳐진행되어지역간취업자증가율의격차가지속되고있음을확인할수있었다. 고용률역시지역간격차가지속되고있음을확인할수있었다. 그런데실업률의경우도단위지역과광역시지역을함께살펴볼때는마치지속성이존재하는것처럼보이지만도단위지역의실업률평균과광역시지역의평균이다를수있음을감안할경우실업률의지속성은낮은것으로평가된다. 임금률자료의경우한계가많긴하지만임금률의지속성도높지않은것으로보인다. 이상의결과는한국에서지역간노동시장격차가이론에서예측하는바와같이내생적힘에의해조정된다는것을방증하고있다. 이와함께 1999~2003년사이고용보험 DB 원자료를이용하여지역별일자리창출과소멸의흐름을분석한결과한국의경우지역별일자리창출의차이가지역별고용성과의차이를주도하고있으며, 창업보다는지속사업체의고용확대가일자리창출에큰영향을미쳐왔음을확인할수있었다. 일자리창출과소멸의흐름에대응하여노동자의채용흐름과이직흐름이지역차원에서활발하게이루어지고있으며, 지역고용사정이좋을수록채용흐름은활발하고이직흐름은둔화된다. 특히이직중일자리소멸의비중이고용사정이좋을수록줄어든다는점에서고용사정이좋은지역일수록자발적인이직이활발하게진행되는현상을확인할수있었다. 본논문의두번째분석초점은지역특수적노동시장충격을흡수하는노동
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 31 시장의내적조정메커니즘을규명하기위해한국자료를이용하여구조적 VAR 모형을실증적으로추정하는것이다. 각국에대한기존연구에따르면지역특수적노동시장충격이흡수되는방식에두가지유형이존재한다. 미국형은활발한노동자의지역간이주를통해충격이흡수되는데비해서유럽형은지역간이주가크지않고지역내경제활동참가율의변동에의해충격을흡수한다. 1989~2004년까지의연도별시계열자료를이용하여추정한결과에따르면한국은미국형보다는유럽형에가깝다는것을확인할수있었다. 한국의경우지역노동수요충격은경제활동참가율의변화에의해많이흡수된다면추가적으로지역내어떤집단이경제활동인구와비경제활동인구사이를활발히오가는지에대한좀더세부적이고구체적인연구가필요하다. 지역특수적충격이경제활동참가율의변화에의해흡수하는보다구체적인양상에대한추가적인연구가필요할것으로보인다. 참고문헌 김혜원. 1981~2000년간한국광공업 5인이상사업체에서의일자리창출과소멸. 노동경제논집 27 (2) (2004). 전병유 김혜원. 디지털경제와일자리창출. 한국노동연구원, 2003. 전병유. 지역별일자리창출. 정인수외, 지역노동시장연구. 한국노동연구원, 2003. 정인수외. 지역노동시장연구. 한국노동연구원, 2003. Blanchard and Katz. Regional Evolutions. Brookings Papers on Economic Activity. Brookings Institute, 1992. Bockerman et al. Explaining Regional Job and Worker Flows. Working Paper, Labor Institute for Economic Research, 2001. Broersma and van Dijk. Regional Labor Market Dynamics in the Netherlands. Papers in Regional Science 81 (2002): 343~364.
32 노동정책연구 2007 년제 7 권제 3 호 Casado-Diaz, J. M. Local Labour Market Areas in Spain: A Case Study. Regional Studies 34 (9) (2000): 843~856. Debelle and Vickery. Labor Market Adjustment: Evidence on Interstate Labour Mobility. Australian Economic Review 32 (3) (1999): 249~263. Decressin and Fatas. Regional Labor Market Dynamics in Europe. European Economic Review 39 (1995): 1627~1655. Lambert Van der Laan & Richard Schalke. Reality Versus Policy: the Delienation and Testing of Local Labour Market and Spatial Policy Area. European Planning Studies 9 (2) (2001): 201~221. Maki-Arvela. Regional Evolutions in Finland: Panel Data Results of a VAR Approach to Labor Market Dynamics. Regional Studies 37 (5) (2003): 423 ~443. OECD. Disparities in Regional Labour Markets. OECD Employment Outlook. 2002.. How Persistent are Regional Disparities in Employment? The Role of Geographic Mobility. OECD Employment Outlook. 2005. Barro and Sala-i-Martin. Economic Growth. McGraw-Hill, 1995. Choy, Mare and Mawson. Modelling Regional Labour Market Adjustment in New Zealand. Treasury Working Paper Series 02/01, New Zealand Treasury, 2002.
한국의지역노동시장조정의동학 ( 김혜원 ) 33 abstract Regional Labour Market Dynamics in Korea Hye-Won Kim This paper consists of two primary elements, the first of which is a stylesed fact of how gaps in regional labor markets in Korea change in the short and long-terms. Sustained disparities in the employment rate and growth rates of employment are identified. However we can not find persitences of gaps in unemployment rate and relative wages. The second element in the paper focused on examining the adjustment mechanism of regional labor markets to absorb region-specific labor market shocks by empirically estimating the structured VAR model, using Korean data. According to existing research in other countries, there are two mechanisms for absorbing region-specific labor market shocks. The US mechanism absorbs shocks through the active inter-regional migration of workers, whereas the European mechanism reacts by means of changes in rates of participation in economic activity, and with little inter-regional migration. Estimation results using annual time series data from 1989 to 2004 demonstrate that Korea is closer to the European model than to that of the US. Keywords : regional labour market, unemployment rate, structural VAR, labor mobility.