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노동정책연구 2011년 제11권 제1호 한국노동연구원

편집위원 위원장 : 남재량(한국노동연구원) 위 원 : 김영문(전북대학교) 노용진(서울과학기술대학교) 류장수(부경대학교) 안태현(경희대학교) 이인재(인천대학교) 전명숙(전남대학교) 김주일(한국기술교육대학교) 류성민(경기대학교) 문무기(경북대학교) 이영면(동국대학교) 이정현(명지대학교) 최형재(고려대학교) 본 學 術 誌 에 發 表 되는 論 文 의 내용은 執 筆 者 의 個 人 의견이며 韓 國 勞 動 硏 究 院 의 公 式 見 解 가 아님을 밝혀 둔다. 기고에 대한 문의 150-740 서울특별시 영등포구 은행길 35 한국노동연구원 김가람 연구원 전화 : (02) 3775-5582 FAX : (02) 3775-0675 e-mail : macci@kli.re.kr 노동정책연구(제11권 제1호) 편집 : 노동정책연구 편집위원회 / 발행 : 한국노동연구원 / 발행인 및 편집인 : 김주섭 원장직무대행 / 인쇄인 : 도서출판 창보 김정곤 / 발행일 : 2011년 3월 31일 / 등록일 : 2001년 7월 2일 / 등록번호 : 서울바03245 / 주소 : 서울특별시 영등포구 은행길 35 / 전화 : (02)3775-5582 Fax : (02)3775-0675 / 인터넷 : www.kli.re.kr / 도서회원 문의 : (02)3775-5515, Fax : (02)3775-0697

목차 2011년 제11권 제1호 연 구 논 문 팀내 임금격차가 심화되면 팀 성적이 향상되는가?: 한국프로야구 데이터 분석을 중심으로 김정우 김기민 1 성과주의 임금 도입의 영향요인 : 한일 비교 김동배 김정한 25 지역간 이주, 경제활동참가, 직업훈련의 동시 의사선택에 관한 실증분석 김주섭 정원일 전용일 55 은퇴가 건강에 미치는 효과 분석 석상훈 81 2000년대 중반 노동조합의 임금교섭 성과 분석 : 2005년과 2007년을 중심으로 노용진 103 괜찮은 일자리(Decent Job) 의 관점에서 본 장애인 고용의 질에 대한 탐색적 연구 손지아 박순미 131 기대효용 접근법에 근거한 도시가구의 빈곤에 대한 취약성 분석 김계숙 민인식 167

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 1 노 동 정 책 연 구 1) 2011. 제11권 제1호 pp.1~23 c 한 국 노 동 연 구 원 연 구 논 문 팀내 임금격차가 심화되면 팀 성적이 향상되는가?:한국프로야구 데이터 분석을 중심으로 김정우 * 김기민 ** 조직내 임금격차가 조직의 성과에 미친 영향은 많이 논의되어 왔다. 임금 격차는 한편에서는 높은 근로노력을 추동하는 인센티브가 되지만, 다른 한편 에서는 조직의 응집력을 약화시키고 상대적 박탈감을 증가시켜, 결과적으로 낮은 성과를 가져오게 한다. 본 연구에서는 한국프로야구 자료를 사용하여 임금격차가 팀 성적에 어떠 한 영향을 미치는지를 분석하였다. 한국프로야구 8개 팀에 대한 1998년부터 2009년까지의 팀 성적과 선수 연봉 자료를 활용하였고, 고정효과 모형(fixed effect model)과 동적패널 모형(dynamic panel model)을 통해 선수들 간의 임금격차가 팀 승률에 미치는 영향을 살펴보았다. 팀 내 임금격차를 대리하 는 지수로는 지니계수, 변동계수, 허쉬만-허핀달지수, 조정된 허쉬만-허핀달 지수를 사용하였다. 실증분석 결과, 평균임금 수준과 팀 승률은 양(+)의 관계를 보였고, 팀내 임금격차의 크기는 어느 수준까지는 팀 성적과 양(+)의 관계를 보이다가 특 정 수준 이후부터는 음(-)의 관계를 나타냈다. 이는 조직내 임금격차의 크기 와 조직성과가 역U자형의 비선형 관계를 갖는다는 것으로, 토너먼트 이론과 응집성 이론 모두를 부분적으로만 지지하고 있다. 핵심용어 : 임금격차, 근로노력, 인센티브, 토너먼트 이론, 응집성 이론 논문접수일 : 2011년 1월 23일, 심사의뢰일 : 2011년 2월 1일, 심사완료일 : 2011년 2월 16일 * 한국노동연구원 책임연구원(kjw@kli.re.kr) ** 한국노동연구원 책임연구원(kimin1104@kli.re.kr)

2 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 Ⅰ. 서 론 프로스포츠는 노동시장 연구에 있어 매우 독특한 기회를 제공한다. 우선- Lawrence(2000)가 지적하듯이-스포츠산업은 해당 산업의 모든 노동자와 관리 자의 이름과 얼굴, 개인사 및 개별 노동자들의 총보수와 성과통계, 그리고 개별 노동자나 관리자별로 그의 경력 전체에 있어 노동자-고용주 결합데이터를 구축 할 수 있는 유일한 분야이다. 또한 프로스포츠가 제공하는 정보는 매우 자세하면서 정확하다는 장점을 갖 는다. 개인과 집단이 달성하는 여러 성과들과 그에 따른 보상은 다양한 방식으 로 매우 정확하게 측정되므로 결측값이나 측정오차가 발생할 가능성이 희박하 며 따라서 그 어떤 조사 데이터보다 질 높은 정보를 확보할 수 있다. 그 밖에도 프로스포츠는 자유계약선수(Free Agent) 제도, 구단별 연봉상한제 (Salary Cap), 외국인 선수 도입 등 여러 가지 획기적인 제도의 변화를 경험한 바 있는데 이런 것들은 노동경제학자들에게 하나의 자연실험(natural experiment) 의 장을 제공해 준다. 따라서 이러한 프로스포츠 데이터가 가진 장점 때문에 외국에서는 이미 오래 전부터 프로스포츠를 여러 가지 노동경제학 이론을 검증하는 장으로 활용해 오 고 있다. 그러나 우리나라의 경우 프로스포츠 데이터를 이용한 연구는 거의 없 는 실정이다. 그 이유는 프로스포츠의 역사가 비교적 짧고 관련 인프라나 제도 적 설비가 부족하여 아직 프로스포츠가 산업적 지위를 갖지 못했기 때문이기도 하지만, 프로스포츠의 개인 및 팀의 여러 성과와 보상에 관한 체계적인 데이터 가 부재했기 때문이다. 이에 본 논문은 한국프로야구리그(Korea Professional Baseball League) 데이 터를 사용하여 임금격차와 팀 성적 간의 관계를 검증해 보고자 하였다. 이 글에 서는 프로야구 구단의 팀 성적이 어떤 변수들에 의해 결정되는지를 살펴보고, 그 중에서 특히 팀내 구성원들 내의 임금격차가 팀 성적에 어떤 영향을 미치는 가에 초점을 맞추고자 한다.

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 3 이 글의 구성은 다음과 같다. 우선 제Ⅱ장 이론적 배경과 선행연구에서는 임 금 격차와 조직성과 간의 관계와 관련된 두 가지 상반되는 가설을 검토하고, 국내외 관련 선행연구 결과들을 정리한다. 다음 제Ⅲ장에서는 사용된 데이터 및 분석방법에 대해 설명하고, 제Ⅳ장에서는 실증분석 결과를 해석한다. 그리 고 마지막 제Ⅴ장에서 요약과 시사점을 서술할 것이다. Ⅱ. 이론적 배경과 선행연구 여러 이론들에 따르면, 기업내 및 기업간 임금분포는 개인의 생산성과 기업 성과에 중요한 영향을 미친다고 묘사된다. 하나의 주장은, 인센티브에 기반한 큰 임금격차는 개인들에게 커다란 노력을 불러옴으로써 생산성을 향상시키게 된다는 것이다. Lazear and Rosen(1981)은 보상체계는 개별 노동자들의 산출수준, 즉 절대적인 생산성에 의해 결정되는 것이라기보다는 조직 내에서의 서수적 순위, 즉 상대적 생산성에 의해 결정된 다고 분석했으며, 상대적으로 높은 생산성을 가진 노동자가 높은 임금을 받게 된다고 보았다. 그들의 토너먼트(tournament)이론에 따르면, 토너먼트형 임금구 조는 균형적인 근로노력(work effort)을 증가시키고 임금분산과 생산성 간에 정 (+)의 관계를 이끌어내는데, 즉 임금격차의 크기가 근로노력을 끌어내는 유인 (incentive)으로 작동하므로 승자와 패자의 보상 간에 차이가 크면 클수록 경쟁 자들은 더 큰 노력을 하게 된다는 것이다. 물론 이와 상반되는 이론도 존재하는데, 임금격차가 너무 커지면 근로의욕이 저하되고 근로자들 간의 화합과 단결이 깨져 결과적으로 생산성이 떨어지는 등 의 문제가 발생하게 된다는 것이다. Levine(1991)은 조직내 임금격차가 극단적 으로 벌어지지 않는 이유를 응집성(cohesiveness)에 기초하여 설명하고 있다. 그에 따르면 기술력이 높은 근로자와 낮은 근로자 간의 임금격차가 커지는 것 은 팀의 협력을 와해시켜 결국 팀 전체의 생산성을 떨어뜨릴 수 있는 반면, 임 금격차가 작아지면 팀의 협동성이 높아져 효과적인 팀 생산성을 달성할 수 있 다고 보았다. 상호의존성이 높은 작업에서 조직의 생산성은 응집성의 정도(그

4 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 의 모형에서는 저임금을 고임금으로 나눈 임금격차의 함수)에 의해 결정되며, 기업은 응집력을 유지하기 위해 좀 더 압축된 임금구조를 유지하려고 한다는 것이다. Akerlof and Yellen(1990)은 사회심리학의 공정이론(equity theory)에 기초하 여, 노동자들의 실제 임금이 그들의 공정임금(fair wage) 에 미치지 못할 경우 비례적으로 근로노력을 철회하게 되는 메커니즘을 설명하였다. 상대적 박탈감 이론(relative deprivation theory) 역시 임금격차의 심화가 성 과에 좋지 않은 영향을 미치게 된다고 주장한다(Henderson & Fredrick, 2001). 개인은 그들의 임금과 다른 집단의 임금을 비교한 후 그들의 임금이 적다는 것 을 알았을 때 상대적 박탈감을 느끼며, 임금격차가 너무 크면 그들의 상대적 박탈감 때문에 직장을 떠나거나, 결근 파업 사보타지 등의 행위가 나타나 성 과를 저해하게 된다. 결국 임금격차와 조직성과 간의 결과를 둘러싼 이론적 대립은 임금격차의 크 기가 클수록 전제적인 조직성과가 나아진다는 토너먼트 이론과 임금격차가 너 무 커지면 오히려 조직성과가 나빠진다는 다른 이론들(응집성 이론, 공정임금 이론, 상대적 박탈감 이론) 간의 대립으로 진행되어 왔으며, 이론의 검증은 실 증분석의 영역에서 시도되어 왔다. 토너먼트 이론의 검증 방법으로 주로 사용된 것은 기업의 최고위층 경영자 집단 내부의 임금구조와 성과 간의 관계를 분석한 것이다. 이는 외국의, 특히 미국의 기업 최고위 경영층의 임금구조는 최고경영자(CEO)가 다른 이사들에 비해 훨씬 높은 임금을 받는 급격한 인센티브 구조를 가지고 있으므로 토너먼 트 이론을 검증하는 데 적합하기 때문이다. Leonard(1990)는 1981년부터 1985년까지 미국의 439개 대기업을 대상으로 임원들의 급여와 ROE(Return On Equity) 및 ROE 변화율로 살펴본 기업성과 간의 관계를 추정하였다. 경영진 수준별 임금격차는 기업내 위계의 상위로 올 라갈수록 커지는 것으로 나타났으나 경영진 임금의 표준편차와 기울기(인센티 브의 정도), 기업성과 사이에는 통계적으로 유의한 관계가 발견되지 않아, 토너 먼트 이론의 주장이 실증적으로 검증되지는 못했다. Henderson and Fredrick(2001)은 1985년부터 1990년까지 미국 189개 기업의

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 5 회계년도 결합자료를 사용하여 최고경영자와 비CEO 이사들 간의 임금격차와 연간자산수익률(Return On Assets : ROA) 간의 관계를 살펴보았다. 분석 결과, 임금격차 그 자체로는 통계적 유의성을 갖는 독립적 효과가 발견되지 않아 토 너먼트 이론이 입증되지 못했다. Jayant, Ebru and Anand(2009)는 Standard & Poor s ExecuComp 2005년 데 이터로부터 1993년부터 2004년까지의 기간 동안 주식 수익과 기업특성, 최고 경영진의 급여 등이 포함된 3,567개 기업, 4,202명의 CEO, 25,461명의 VP(부 회장), 17,987개의 기업-회계년도 데이터를 추출하여 토너먼트 이론을 검증해 보았다. 그들에 따르면 CEO(회장 혹은 대표이사)와 VP(부회장) 간의 임금격차 로 측정한 토너먼트 인센티브는 ROA 등으로 측정한 기업성과와 正 (+)의 상관 관계를 갖는 것으로 나타나 토너먼트 이론의 주장과 합치되는 것으로 나타났다. 고위경영진이 아닌 일반 노동자들을 대상으로 토너먼트 이론을 검증한 연구 들도 존재하는데, Cowherd and Levine(1992)은 102개 사업체를 대상으로 임금 격차와 성과 간의 관계를 살펴보았다. 그들은 낮은 지위의 종업원들과 높은 지 위의 관리자들 간의 임금격차와 제품의 품질 사이의 관계를 추정했는데, 임금 의 공평도가 높을수록, 즉 임금격차가 작을수록 제품의 품질은 좋은 것으로 나 타나, 토너먼트 이론과는 상반되는 분배적 정의 이론(distributive justice theory) 에 부합하는 결과가 도출되었다. Hibbs and Locking(2000)은 스웨덴의 개별 노동자 임금과 산업의 생산성 관 련 정보를 결합하여 임금격차와 생산효율성 간의 관계를 살펴보았다. 분석결과 작업장내, 산업내 임금수준을 평등화하는 것이 생산성을 향상시킨다는, 공정 성, 도덕, 응집성 이론의 주장을 지지하는 결과를 얻을 수 없었지만, 사업장 간, 산업 간 임금격차는 생산성 향상과 負 ( )의 관계를 갖는 것으로 나타났다. 또 한 임금평등화의 진전은 부가가치의 증가와 正 (+)의 관계가 발견되었다. Heyman(2005)은 스웨덴의 사용주-노동자 결합데이터를 활용하여, 토너먼트 이론을 검증하였다. 스웨덴의 560개 기업의 1만여 명의 관리자, 17만여 명의 노동자 정보를 이용하여 OLS, WLS, 도구변수 등의 방법론으로 분석한 결과 일반 노동자와 경영진 양쪽 모두의 경우에 10분위 계수로 측정한 임금격차의 크기가 클수록 1인당 수익으로 측정한 기업성과와 통계적으로 유의한 正 (+)의

6 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 관계를 갖는 것으로 나타났다. 이는 토너먼트 이론의 예측과 부합되는 것이다. 토너먼트 이론을 본격적으로 검증한 국내 선행연구는 그리 많지 않다. 김경 묵(2005)은 2001년부터 2003년까지 직급이 식별가능하고 일반 노동자 임금정 보를 포괄하고 있는 200여 개 상장기업을 대상으로 직급 간 임금격차의 결정요 인을 살펴보았다. 분석결과에 따르면, 환경의 역동성, 기업규모, 외국인 지분율 등은 임금격차에 正 (+)의 영향을 나타냈고, 노조가입률은 負 ( )의 영향을 띄었 다. 저자는 이러한 결과, 특히 환경의 역동성과 직급 간 임금격차가 正 (+)의 관 계를 나타내는 것을, 종업원에 대한 감시(monitoring)가 어려워 태만(shirking) 이 발생하기 쉬운 상황에서는 인센티브(임금격차)를 크게 하여 이를 방지할 수 있다는 토너먼트 이론의 예측과 부합되는 것으로 해석하였다. 김동배(2008)는 2004년에 실시한 한국노동연구원 사업체패널조사 와 보상 체계에 관한 근로자 인식조사 를 결합하여 연봉 차등폭이 보상수준 만족에 미 치는 영향을 분석하였다. 결과에 따르면 연봉 차등폭과 보상수준 만족과는 역U 자 형의 비선형 관계가 나타났지만 전체 사례의 2.9%를 제외한 나머지 대다수 부분에서는 연봉 차등폭이 클수록 임금수준 만족도도 높은 선형의 正 (+)의 관계 가 발견되었다. 물론 이는 직접적으로 토너먼트 이론을 검증한 것은 아니지만 토너먼트 이론의 예측과 부분적으로나마 맥이 닿아 있다고 볼 수 있을 것이다. 이렇듯 일반 기업을 대상으로 한 연구들은 대체로 엇갈린 결과를 보고하고 있다. 그 이유는 무엇보다도 분석대상으로 하는 산업 및 기업(사업체), 근로자 (의 직급, 직종 등)의 특성들이 동질적이지 않기 때문이다. 이런 상황에서 프로 스포츠 데이터를 통한 분석은 토너먼트 이론을 검증하는 데 하나의 유력한 대 안이 될 수 있다. 특히 골프나 테니스 같은 개인 스포츠의 상금 배분방식은 우 승자와 준우승자 및 그 이하 순위 입상자들 간에 엄청난 상금(인센티브) 차이를 부과하는 방식으로 구성되어 있어, 토너먼트 이론을 직접적으로 실험해 볼 수 있는 기회를 제공한다. 일찍이 Erenberg and Bognanno(1990)의 선구적 연구 이후, 프로스포츠 분야 의 사례를 이용하여 토너먼트 이론을 검증해 보고자 하는 적지 않은 후속연구 들이 이루어져 왔다. 그들은 1984년의 미국 남자골프 PGA 투어 사례를 이용하 여 상금 배분의 인센티브 강도와 성적(골프 타수)과의 관계를 살펴보았는데, 분

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 7 석 결과-주로 피로도가 심해 집중력이 떨어지는 상위 토너먼트의 라운드에서- 높은 상금은 낮은 타수(좋은 성적)와 관련되어 있는 것으로 나타나 토너먼트 이 론의 예측과 부합했다. Fernie and Metcalf(1999)는 1988년부터 1995년까지 영국 경마에서 413건의 사례로 구성된 불균형패널과 23명의 기수를 매년 추적하여 구축된 184건의 균 형패널 데이터를 이용하여 경마기수의 급여와 성과 간의 관계를 분석하였다. 경마기수는 도덕적 해이가 발생할 수 있으므로, 이의 해소를 위해 인센티브 계 약을 체결할 유인이 높은데, 분석 결과 확정적인 급여체계보다 인센티브 급여 체계가 더 나은 성과를 낳는 것으로 나타났다. 그렇다면 과연 개인 종목이 아닌 단체 종목에도 토너먼트 이론의 예측이 적 용될 수 있을까? 팀 경기는 개인 경기와는 달리 팀 구성원 모두의 전체적 실력 이 매우 중요하다. 1) 또한 몇 개월간의 장기 레이스를 펼쳐야 하는 프로 구기 종목에서는 개개인의 능력과 노력 못지않게 팀 구성원들 간의 협력이 좋은 팀 성적을 이루는 데 필수적인 요소라 할 수 있다. 이때 팀 내 선수들 간에 너무 심한 연봉격차는 자칫 팀내 불화와 협력 저하를 일으키는 원인이 될 수 있다. 앞의 이론 중 응집성 이론, 공정임금 이론, 상대적 박탈감 이론 등으로 이 런 상황을 설명할 수 있을 것이다. 단체 종목 스포츠를 대상으로 한 연구는 프로스포츠가 산업으로 완전히 정착 한 미국에서 먼저 이루어졌다. Berri and Jewell(2004)은 1993년부터 2002년까 지 미국 프로농구(National Basketball Association : NBA)의 자료를 이용하여 임금불평등의 영향을 살펴보았다. 분석 결과, NBA에서는 1990년대 임금불평 등 수준이 매우 심화되었는데, 임금불평등과 팀 생산성 사이에는 통계적으로 유의한 상관관계가 발견되지 않았다. Sommers(1998)는 전국하키리그(National Hockey League : NHL)의 1996/97 시즌의 데이터를 활용하여 팀 성과와 임금불평등 간의 관계를 살펴보았다. 종 1) 팀 성적뿐 아니라 개별 선수의 성적과 그에 따른 연봉도 동료 선수들의 실력 등에 의해 적지 않은 영향을 받는다. 프로 (구기) 스포츠의 세계에서는 개별 선수가 호흡이 맞는 특 정 팀 동료를 맞이한 후, 성적(과 연봉)이 급상승한 사례를 쉽게 찾아볼 수 있다. Idson and Kahane(2004)이 1994/95, 1996/97 시즌의 NBA 자료를 이용하여 분석한 결과에 따 르면 팀 동료들의 실력은 개별 선수의 연봉에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

8 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 속변수를 승점으로 하고 설명변수를 팀의 Gini계수, 평균임금으로 하고 추정한 결과, 팀의 평균임금이 일정할 때 임금불평등의 크기가 클수록 팀의 성과와는 부정적인 관계를 갖는 것으로 나타났다. 한편, 일군의 유럽 경제 경영학자들은 프로 축구의 사례를 이용하여 토너먼 트 이론의 검증을 시도했다. Franck and Nüesch(2010)은 1995/96 시즌부터 2006/07 시즌까지 12시즌 동안 독일 프로축구리그의 사례를 분석하였는데, 임금 격차가 매우 크거나 매우 적은 경우에 팀 성적이 좋았고, 임금불평등 정도가 중 간 수준인 경우에는 팀 성적이 가장 나쁜 것으로 나타나는 U자형 구조를 보였다. Frick and Prinz, Winkelmann(2003)은 미국의 4대 프로스포츠인 야구(MLB), 농구(NBA), 하키(NHL), 미식축구(NFL)에서 팀 성적과 임금불평등 간의 관계 를 살펴보았는데, 하키와 미식축구는 통계적으로 유의하지 않았고, 야구는 負 ( )의 관계, 농구는 正 (+)의 관계가 나타났다. 임금격차와 팀 성적 간의 관계를 다룬 스포츠 분야 선행연구 중에서 가장 많 은 실증연구가 수행된 분야는 미국 프로야구리그(Major League Baseball: MLB)에 관한 것이다. 대부분의 경우에 승률(일부는 우승 여부)을 종속변수로 하고 임금불평등 정도를 대리하는 여러 지표들(지니계수, 변동계수, 허핀달-허 쉬만지수, 임금분산 등)을 독립변수로 하여 그 효과를 추정하였는데, 모든 연구 에서 임금불평등이 클수록 팀 승률에 통계적으로 유의한 부정적 영향을 미치는 것으로 보고되었다(Richards & Guell, 1998; Bloom, 1999; Depken, 2000; Jewell & Molina, 2004; DeBrock, Hendricks & Koenker, 2004). 한편, San and Jane(2008)은 타이완 프로야구리그(Chinese Professional Baseball League : CPBL)의 자료를 이용하여 임금과 성과 간의 관계를 분석했는데, 메이 저리그의 경우와 마찬가지로 임금격차의 증가는 팀의 승률과 통계적으로 유의 한 負 ( )의 관계를 갖는 것으로 나타났다. 이렇듯 스포츠 분야의 데이터를 이용해서 임금격차와 성과와의 관계를 살펴본 결과, 골프나 경마 같은 개인종목의 경우에는 인센티브의 크기가 클수록 성과도 좋아지는, 토너먼트 이론과 부합하는 결과가 발견되었으나 팀 스포츠의 경우에는 거의 모든 실증연구에서 임금격차의 크기와 성과 간에 負 ( )의 결과를 보고하고 있어, 토너먼트 이론과는 부합되지 않는 것으로 나타나고 있다(표 1 참조).

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 9 <표 1> 스포츠 분야 선행연구 요약 : 임금격차와 팀성적 연구자 출판년도 종목 리그 종속변수 독립변수 결과 Erenberg & 1990 골프 미국 Bognanno PGA남성 타수 상금배분 + Fernie & 1999 경마 영국 Metcalf BHB 성적 급여+상금 + Begari & 2004 농구 미국 팀 승률 HHI Jewell NBA 변화 (허핀달-허쉬만지수) Sommers 1998 하키 미국 최종순위 NHL (팀 승점) Gini계수 Franck & 2010 축구 독일 승률(승점) Gini계수 Nüesch 분데스리가 최종순위 변동계수 U자형 야구 MLB Frick, 농구 NBA + Prinz & 2003 팀 승률 Gini 계수 하키 NHL Winkelmann 축구 NFL Richards & 1998 야구 미국 승률 Guell 메이저리그 우승여부 임금분산 Bloom 1999 야구 미국 팀 성적 Gini계수 메이저리그 개인성적 변동계수 Depken 2000 야구 미국 HHI 팀 승률 메이저리그 (허핀달-허쉬만지수) Jewell & 2004 야구 미국 Molina 메이저리그 팀 승률 Gini 계수 DeBrock, Hendricks & Koenker San & Jane 2004 야구 미국 메이저리그 2008 야구 대만 프로리그 팀 승률 허핀달 지수 팀 승률 Adjust HHI 주:1) + 는 正 의 효과, - 는 負 의 효과, 는 유의하지 않음을 의미. Ⅲ. 분석자료 및 분석방법 본 분석에서 사용한 자료는 1998년부터 2009년까지 12년간 8개 프로야구 구 단 전체의 성과(승률)와 전체 선수들의 임금자료이다. 2) 본 자료에는 각 연도별 2) 이 자료는 스포츠투아이(주)에서 제공하였다.

10 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 로 외국인 선수를 포함한 구단 소속 전체 선수들의 정확한 연봉과 승률 정보를 포함하고 있어, 구단 내 임금격차와 성적 간의 관계를 분석하는 데 용이하게 사용될 수 있다. 3) 또한 1982년에 출범한 프로야구는 여러 가지 제도적 변화를 거쳤지만, 현행 프로야구의 선수 수급 및 임금지급 관행의 근간을 이루는 지역 연고제, FA (Free Agent)제도, 외국인선수 도입 등 여러 가지 제도들은 1998년 이전에 이미 시행되고 있어, 본 연구에 활용된 데이터(1998~2009년)를 다루는 데 있어 특별 히 주목해야만 하는 제도적 변화는 없다. 다만 이 시기 일부 팀의 스폰서(sponsor) 기업 및 지역 연고의 변화가 있었다. 우선 2000년에 쌍방울레이더스 가 SK와이번즈 로 바뀌면서 스폰서 기업 및 지역 연고의 변화(전북 인천)가 있었고, 2001년에는 해태타이거즈 가 기아타 이거즈 로 바뀌면서 스폰서 기업의 변화가 있었다. 또한 2000년에 현대유니콘 스 는 지역 연고의 변화(인천 수원)가 있었고, 2008년에 현대유니콘스 가 히 어로즈 로 바뀌면서 스폰서 기업과 지역 연고의 변화(수원 서울)가 있었다. 이러한 변화를 어떻게 볼 것인가는 해당 구단들의 이러한 변화들이 본 분석 결과에 영향을 미칠 만큼, 해당 변화 전후로 큰 이질성을 보였는가의 여부에 달려 있을 것이다. 쌍방울 구단과 SK 구단, 현대 구단과 히어로즈 구단은 그 규모나 지원 측면에서 보면, 분명 다른 점이 존재한다. 그러나 개별 팀 구성원 들의 측면에서 보면 새로운 구단이 인수, 창단되는 과정에서 대부분의 선수들 을 승계하였으므로, 팀명과 스폰서 기업이 바뀌었더라도 같은 팀으로 정의하고 균형패널(balanced panel) 자료를 구축하였다. 프로스포츠 세계에서 구단의 연봉 총액(payroll)과 팀 성적 간의 관계는 반드시 높은 연봉 총액이 좋은 성적을 담보하지 못한다는 측면에서 심층연구 및 분석이 필요한 블랙박스(Black Box)이다. 4) 그러나 비록 최종 우승까지는 아니더라도 투자를 많이 하는 구단의 성적이 대체로 좋을 것이라는 점은 상식적인 예측이다. 3) 그러나 개별 선수들의 연봉과 소속팀, 그리고 팀 성적을 제외한 여타의 정보는 포함하고 있지 않아 추가적 분석에는 한계가 있었음을 밝혀둔다. 4) 미국 메이저리그의 뉴욕양키스나 일본 프로야구리그의 요미우리 자이언츠는 여타 구단보 다 월등히 높은 연봉 총액을 부담하는 부자 구단으로 유명하지만, 그렇다고 항상 우승권 의 성적을 거두는 것은 아니다.

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 11 [그림 1] 한국프로야구 8개 구단의 팀 승률과 평균임금(1998~2009) 0.60 R 2 = 0.368 삼성 0.55 넥센 (현대) 두산 팀 승 률 0.50 기아 SK (쌍방울) 한화 0.45 LG 롯데 0.40 5,000 5,500 6,000 6,500 7,000 7,500 8,000 팀평균임금 (단위: 만원) [그림 1]은 1998년부터 2009년까지 동안 한국 프로야구 8개 구단의 해당 기 간 평균연봉과 팀 승률 간의 관계가 나타나 있다. 그림에서 각 점은 각 팀의 평균임금과 승률을 의미하고 추세선과 R 2 는 두 변수 간의 관계성을 보여주고 있다. 역시 상식적인 예측대로 오랜 기간 동안 선수들의 연봉에 투자를 많이 한 구단의 평균승률이 높음을 알 수 있다. 한국프로야구리그(Korea Professional Baseball League)의 대표적 부자 구단인 삼성라이온즈의 평균임금과 평균승률 이 가장 높고, 투자에 인색하다는 평판을 듣고 있는 롯데자이언츠의 평균임금 과 평균승률이 가장 낮은 것도 직관과 일치하는 결과이다. 5) 이제 모형을 통해 팀 승률에 영향을 미치는 여러 요인들, 그 중에서도 특히 평균임금과 임금격차의 영향력을 살펴보겠다. 이 모형에서 각 팀의 미관측 특 성은 각 스폰서(sponsor) 기업의 특성, 기반하고 있는 지역의 특성 6) 등 다양하 5) 물론 비슷한 평균연봉에도 불구하고 1할 가까운 승률의 차이를 보인 넥센(현대)과 LG의 경우는 예외적이지만 흥미로운 사례이며, 롯데 다음으로 평균연봉이 낮지만 비교적 높은 평균승률을 보이고 있는 두산은 KBO의 대표적 저비용-고효율 구단이라 불릴 만하다.

12 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 게 존재할 것이며, 이러한 특성은 팀 승률과 상관관계가 있을 것이라 판단되기 때문에 추정계수의 편의를 발생시킬 것이다. 따라서 독립변수와 개별 구단의 미관측 특성이 상관관계가 있다고 가정할 때, 확실한 대안이 될 수 있는 고정효 과 모형(Fixed Effect Model)을 우선적으로 사용하였다. 고정효과 모형 식은 아 래 식 (1)과 같다. (1) 여기서, 는 개별 구단( )과 시간( )에 따른 팀의 승률, 는 개별 구 단( )과 시간( )에 따른 팀내 평균임금, 는 개별 구단( )과 시간( )에 따른 팀 내 임금격차, 는 개별 구단( )과 시간( )에 따른 팀 분위기, 는 개별 구단 ( )과 시간( )에 따른 감독변수이다. 는 스폰서 기업의 특성, 기반하고 있는 지역의 특성과 같은 관측되지 않은 팀 효과이고, 는 개별 구단( )과 시간( ) 에 따라 변하는 통상의 오차항이다. 다음으로 팀 승률을 추정함에 있어 지난 해의 팀 승률이 올해의 팀 승률에도 영향을 미칠 수 있음을 고려하여 동적패널 모형을 구성하였다. 이는 설명변수 의 현재 기의 값뿐만 아니라 과거 기의 값들도 현재 기의 에 영향을 미침을 의미한다. 동적패널 모형 식은 아래 식 (2)와 같다. (2) 이 모형을 추정하기 위한 방법으로는 2가지를 생각해 볼 수 있다. 하나는 앞 에서 설정한 일반적인 고정효과 모형과 같은 방법으로 추정하는 것이다. 그러 나 이 방법을 사용하게 되면 과 과 상관관계가 존재하므로 추 정결과는 일치추정량(consistent estimator)이 되지 못한다. 다른 하나의 방법으로는 1차 차분 모형을 생각해 볼 수 있다. 위 식에 대해 1차 차분을 실시하면 가 되고, 오차항 은 이 된다. 그러므로 과 오차항 가 상관관 6) 기반하고 있는 지역에 야구부가 있는 고등학교가 얼마나 있고, 또 프로야구 선수가 될 수 있는 잠재력을 가지고 있는 야구 인구의 저변(depth)이 어느 정도인가의 문제는 매우 중 요하다.

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 13 계를 갖게 되어, 이 역시 일치추정량이 되지 못한다. 동적패널 모형에서 일치추정량을 얻기 위해서는 설명변수의 내생성을 고 려하여 도구변수를 사용한 추정을 시도해야 한다. 여기서는 차분되지 않은 원래 수준변수인,,, 을 내생적 설명변수 의 도구변수로 사용하여 일치추정량을 구하는 Allerano and Bond(1991)가 제시한 GMM(Generalized Method-of-Moments) 추정방법을 사용 하였다. 본 분석에서 임금격차의 크기를 측정하는 지수로는 Gini계수와 변동계수, 허 쉬만-허핀달지수(Herfindal-Hirschman Index : HHI)와 조정된 HHI(Adjust Herfindal-Hirschman Index : AJHHI)의 4가지를 사용하였다. Gini계수는 소득불평등을 측정하는 널리 알려진 지수 중 하나로서 로렌츠 곡 선(Lorenz curve)의 소득분배를 하나의 숫자로 나타내어 기수적으로 평가하는 방법으로 0과 1사이의 값을 가지며, 대개 지수의 값이 0.4 이상인 경우 소득불 평등이 시작되고 0.5 이상이면 불평등 정도가 높다고 판단한다. 변동계수 7) 는 표준편차가 평균에 비해 얼마나 큰가를 나타내는 통계량으로 그 값이 클수록 임금격차가 크다. 허쉬만-허핀달지수 8) 는 일반적으로 시장집중도를 측정하는 방법의 하나로 기업을 매출액이나 자산규모순으로 배열하고 시장점유율을 각 각의 %로 계산한 다음에 이들 점유율 제곱을 합산한 지수로서 HHI의 값이 클 수록 산업의 집중도가 높음을 의미한다. 이 논문에서는 각 팀 선수들의 연봉이 그 팀 전체 임금 비용에서 점유하는 비율의 제곱을 합산하여 팀내 임금 불평등 정도를 구하였고 이 값이 클수록 팀내 임금불평등 정도가 큼을 나타낸다. 그러 나 HHI는 팀내(intra-) 임금불평등만을 고려하는 지수이므로 팀 간(inter-) 임금 불평등 정도까지 반영하기 위해 San and Jane(2008)의 조정된 HHI(AJHHI) 9) 를 논문에 사용하였다. 이 지수는 각 팀별로 리그 내에서 선수들의 연봉 순위를 표준편차 7) 변동계수 평균 8) 시장참여자의 시장점유율 9) 선수의 상대적 임금순위 시장참여자의 시장점유율

14 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 매긴 후 그 순위의 합과 HHI를 곱한 값으로, 고액연봉 선수들의 비중이 많은 팀의 경우 그 값은 상대적으로 더 커지게 된다. AJHHI 역시 값이 클수록 임금 불평등 정도가 크다는 것을 의미한다. 임금과 관련된 변수(팀내 평균임금, 임금격차 지수) 외에도 팀 성적과 관계가 있을 수 있는 다른 변수들 또한 모형에 포함시켰다. 10) 개인 경기가 아닌 단체 경기에서 팀내 구성원들 간의 단결력과 성취하고자 하는 팀 분위기는 매우 중요하다. 통상 영어로 Chemistry라고 표현되는 이러한 부분은 실제 스포츠의 세계에서 흔히 발견되는 요소지만 계량화하기는 힘들 다. 11) 이에 Chemistry를 대리할 수 있는 변수로 시즌 중 감독이 교체 여부와 실책(error) 비율(%)을 모형에 포함하였다. 시즌 중 감독이 교체되는 이유는 팀 승률이 극히 저조하거나 감독의 선수 통솔에 문제가 발생하는 경우가 대부분이 므로 이 변수를 팀 분위기를 대리하는 변수로 판단하였다. 감독이 시즌 중에 교체되면 1, 아니면 0으로 처리하였다. 실책 비율을 넣은 이유는 실책은 개별 프로야구 선수들의 임금 책정 시에는 상대적으로 크게 반영되지 않지만 경기 결과를 좌우할 수 있기 때문에 팀 분위기에도 영향을 미칠 것이라 판단하여 팀 분위기를 알 수 있는 독립변수로 정하였다. 감독의 능력 역시 팀 성적에 영향을 미친다고 예상할 수 있다. 감독의 능력이 연봉에 반영되어 있다고 보고 감독 연봉을 감독 능력에 대한 대리변수로 활용 하고자 하였으나, 데이터에 감독의 연봉 정보가 포함되어 있지 않아 그 대안으 로 신인 감독 여부와 누적 승률을 변수로 활용하였다. 우선 신인 감독과 경력이 있는 감독 간에 차이가 있을 것으로 판단하여 경력이 있는 감독이면 1, 신인 감독이면 0으로 처리하였다. 또한 경력이 있는 감독의 경우 누적 승률에 관한 정보를 포함하였다. 자료의 기술통계량은 <표 2>와 같다. 팀의 평균임금은 6,159만 원이고, 네 가지 임금격차 지수의 평균값은 각각 Gini계수는 0.512, 변동계수는 1.099, HHI지수는 368.2, AJHHI지수는 555.8이다. 10) Depken(1999), San and Jane(2008), Sommers(1998) 등은 팀 승률, 임금총액, 임금격차 지수만 사용하여 모형을 구축하였다. 11) 개개인의 연봉이 높은 부자 구단을 물리치고 승리한 근성으로 똘똘 뭉친 헝그리 플레이 어들에 관한 사례는 일일이 열거할 필요가 없을 정도로 스포츠의 세계에선 흔한 일이다.

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 15 <표 2> 기술통계량(N=8, T=12) 변 수 평균 표준편차 최댓값 최솟값 종속변수 팀 승률 0.499 0.085 0.695 0.224 팀내 평균임금(만원) 6,159 1,807 10,992 3,166 Gini계수 0.512 0.084 0.639 0.343 임금 변동계수(CV) 1.099 0.258 0.613 1.593 독 허핀달-허쉬만지수(HHI) 368.2 75.89 563.8 237.3 립 AJHHI 555.8 156.8 849.9 280.9 변 수 팀분 시즌 중 감독 교체 = 1 0.104 0.307 위기 실책(error) 비율(%) 0.019 0.002 0.024 0.012 감독 경력 있는 감독 = 1(VM) 0.885 0.320 VM 감독 누적 승률 0.458 0.170 0.607 0.000 평균연봉이 높은 팀은 그만큼 실력이 좋은 선수들일 가능성이 높으므로 평균 임금과 팀 성적은 正 (+)의 관계를 가질 것으로 예상한다. 그러나 팀내 임금 격 차를 나타내는 임금격차 지수가 우리의 주요 관심변수이다. 만약 응집성 이론 (cohesiveness theory)을 지지한다면, 팀 성적과 負 ( )의 관계를 보일 것이고 반 면에 토너먼트 이론(tournament theory)이 맞다면, 팀 성적과 正 (+)의 관계를 보 일 것으로 예측된다. Ⅳ. 실증분석 결과 <표 3>에는 고정효과 모형을 네 가지 임금격차 지수에 따라 추정한 결과가 나타나 있다. 결과를 보면, Gini계수, 변동계수, HHI, AJHHI 모두 비슷한 양상 을 보이고 있으나, HHI를 사용한 모형은 임금격차 지수가 통계적으로 유의하 지 않게 나타났다. 아래에서는 Gini계수와 변동계수, AJHHI를 임금격차 지수 로 사용한 모형으로 실증분석 결과를 설명하겠다. 우선, Gini계수를 사용한 모형의 설명력은 41.2%, 변동계수를 사용한 모형의 설명력은 39.6%, AJHHI지수를 사용한 모형의 설명력은 37.2%였다.

16 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 <표 3> 고정효과 모형 추정결과 : 종속변수-팀승률(N=8, T=12) 임 금 팀 분 위 기 감 독 변 수 GINI 변동계수(CV) HHI AJHHI 계수 T-값 계수 T-값 계수 T-값 계수 T-값 평균임금(백만 원) 0.003 2.27 ** 0.003 2.63 ** 0.003 2.44 ** 0.003 3.09 *** 임금격차 지수 4.250 2.45 ** 1.325 3.65 *** 0.002 1.51 0.002 3.50 *** 임금격차 지수 2-3.443-1.94 * -0.491-3.13 *** -0.002 2) -1.37-0.002 3) -3.26 *** 시즌 중 감독 교체=1 실책(error) 비율(%) 경력 있는 감독 =1(VM) VM 감독 누적 승률 -0.108-4.09 *** -0.114-4.39 *** -0.107-3.78 *** -0.120-4.47 *** -0.029-0.76-0.030-0.78-0.055-1.35-0.033-0.85 0.111 0.87 0.103 0.84 0.082 0.61 0.069 0.53-0.221-0.90-0.206-0.88-0.155-0.60-0.165-0.66 상수항 -0.638-1.44-0.226-1.05 0.164-0.070-0.37 R 2 0.412 0.396 0.348 0.372 주: 1) ***는 유의수준 0.01, **는 유의수준 0.05, *는 유의수준 0.10에서 유의함. 2) HHI의 2차항의 계수는 1,000으로 나눈 후 제곱한 값. 3) AJHHI의 2차항의 계수는 1,000으로 나눈 후 제곱한 값. 본 연구에서 주목하고자 하는 임금효과를 살펴보면, 평균임금에 대한 추정치 는 예측대로 正 (+)의 방향을 보였고 통계적으로 유의하게 나타났다. 다음으로 팀내 임금격차 변수를 보면, 일차항은 팀 승률에 正 (+)의 방향을 보 였지만 제곱항은 팀 승률에 負 ( )의 방향을 보이는 역U자형 이차함수 모습을 띠고 있다. 이는 임금격차가 단순한 선형의 정(+), 혹은 부(-)의 관계를 나타내 기 보다는, 어느 정도의 임금격차는 선수들에게 열심히 하고자 하는 동기로 부 여되지만, 용인하지 못할 정도로 임금격차가 벌어지면 선수들 간의 비협조나 사보타주(sabotage)로 인하여 스포츠에서 중시되는 응집력과 단결, 협력이 와해 되어 결국 팀 승률에 부정적인 영향이 미치게 되는 것으로 보인다. 12) 임금격차와 승률 간의 관계를 그림으로 살펴보면 [그림 2]와 같다. 우선 Gini 계수는 0.617까지 팀 승률에 正 (+)의 방향을, 그 이상의 값을 가지면 負 ( ) 12) 인센티브(incentive)와 최적 근로노력 수준(optimal effort level) 간의 관계를 실험의 방 법을 통해 분석한 Pokorny(2008)는 초기에는 인센티브가 증가할수록 근로노력도 선형에 가깝게 증가하다가 특정 시점 이후부터는 인센티브가 증가해도 오히려 근로노력은 감소 하는 모습을 발견하였다.

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 17 [그림 2] 임금격차와 팀 승률 간의 관계 HHI / AJHHI 지수 0 200 400 600 800 1000 1200 1400 1600 0.8 0.7 0.6 GINI 계수 변동계수 팀 승 률 0.5 0.4 0.3 HHI 지수 AJHHI 지수 0.2 0.1 0 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 Gini 계수/ 변동계수 주: HHI지수는 통계적으로 유의하지 않았음. 의 방향을 보이고, 변동계수(CV)는 1.349까지 팀 승률에 正 (+)의 방향을, 그 이상의 값을 가지면 負 ( )의 방향을 보이고, AJHHI지수는 674.24까지는 팀 승 률에 正 (+)의 방향을, 그 이상의 값을 가지면 負 ( )의 방향을 보였으며, 모두 통계적으로 유의했다. 13) HHI의 경우 통계적으로 유의하지 않던 것이 AJHHI의 경우 통계적으로 유의하게 나타난 것은, 성과향상을 추동하는 임금격차의 성격 이 팀내 선수들 간의 평균적인 임금격차 뿐만 아니라, 고액 연봉 선수들의 비 중에 의한 격차 가 반영된 효과일 가능성을 제기해 준다. 다음으로, 기타 설명변수들의 분석결과들을 살펴보겠다. 우선 팀 분위기와 감독의 능력 14) 관련 변수에 대해 살펴보면 시즌 중에 감독이 교체된 경우, 팀 13) 이렇듯 임금격차와 성과와의 관계가 2차함수의 모습을 보인다는 것이 곧 기업이나 국민 경제 차원에서도 어떤 최적의 임금불평등(optimal inequality)이 존재한다는 것을 의미하 지는 않는다. 이는 야구팀의 구성원이 개별 경제 주체들에 비해 비교적 동질적이며, 야 구팀의 시즌 승률은 경제적 성과지표들과는 다르기 때문이기도 하지만 무엇보다도 실물 경제의 작동 메커니즘은 본 분석의 모형보다 훨씬 더 복잡하기 때문이다. 14) 1969년부터 1987년까지의 미국 메이저리그 데이터를 사용한 Lawrence(1993)의 분석에

18 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 성과에 부정적 영향을 보인다고 통계적으로 유의하게 나타났다. 또한 실책 비 율도 높을수록 부정적 영향을 보이는 것으로 나타났으나 통계적으로 유의하지 않았다. 감독 정보를 파악할 수 있는 변수를 보면, 경력이 있는 감독인 경우 팀 성과에 긍정적 영향을 미치고 감독의 누적 승률이 낮을수록 부정적인 영향을 미친다고 나타났으나 이 두 변수 역시 통계적으로 유의하지 않았다. 15) 다음으로 지난해의 팀 승률이 올해의 팀 승률에 영향을 미칠 수 있음을 고려 한 동적패널 모형을 네 가지 임금격차 지수에 따라 추정하였고 그 결과가 <표 4>에 나타나 있다 16). 추정 결과를 보면, 앞의 고정효과 모형의 결과(표 3)와 <표 4> 동적패널 모형 추정결과 : 종속변수-팀승률 변 수 GINI 변동계수(CV) HHI AJHHI 계수 T-값 계수 T-값 계수 T-값 계수 T-값 전기 승률( ) 0.163 1.16 0.095 0.69 0.222 1.67 * 0.151 1.18 평균임금(백만 원) 0.003 1.91 * 0.003 2.03 ** 0.003 1.77 * 0.003 2.23 ** 임 임금격차 지수 4.103 2.03 ** 1.141 2.51 ** 0.002 1.19 0.002 2.58 *** 금 임금격차 지수 2-3.734-1.90 * -0.440-2.38 ** -0.002 2) -1.21-0.001 3) -2.64 *** 팀 시즌 중 감독 교체=1-0.132-4.45 *** -0.126-4.35 *** -0.131-4.30 *** -0.135-4.71 *** 분 위 실책(error) 기 비율(%) -0.032-0.76-0.037-0.91-0.058-1.36-0.031-0.76 경력 있는 감독 감 =1(VM) 0.176 1.28 0.160 1.20 0.173 1.24 0.127 0.93 독 VM 감독 누적 승률 -0.359-1.35-0.325-1.27-0.342-1.28-0.277-1.06 상수 -0.871-1.52-0.156-0.63-0.156-0.63-0.340-1.18 주: 1) ***는 유의수준 0.01, **는 유의수준 0.05, *는 유의수준 0.10에서 유의함. 2) HHI의 2차항의 계수는 1,000으로 나눈 값. 3) AJHHI의 2차항의 계수는 1,000으로 나눈 값. 따르면, 선수 투입을 통제했을 때, 감독의 능력은 높은 승률과 연관이 있으며 선수들의 성적도 더 향상되는 것으로 나타났다. 15) 비록 통계적으로 유의하지는 않았지만 감독의 누적 승률이 負 (-)의 영향을 미친다고 나 타난 것은 신인 감독의 승률이 0 의 값으로 처리되었기 때문으로 판단된다. 이는 2000 년 이후 삼성의 선동렬, 두산의 김경문, 롯데의 제리 로이스터, SK의 조범현 등이 새로 부임한 첫 해에 좋은 성과를 보였기 때문에 나타난 현상으로 보인다. 16) 4가지 임금격차 지수를 사용한 모형에 대해 도구변수의 과대식별(overidentifying)이 적 절한지에 대한 귀무가설을 검정한 결과 유의수준 0.01하에서 유의하지 않아 귀무가설이 기각되지 않았다.

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 19 거의 비슷한 경향을 보인 가운데, 과거 기의 값이 현재 기의 승률에 유의한 영 향을 미치는 것으로 나타나지는 않았다. 이는 본 분석에 사용된 데이터가 비교 적 자기상관이 없다고 볼 수도 있겠으나, 데이터의 기간( )이 비교적 짧고(12 년) 팀 수 또한 비교적 적어(8개), 추정계수의 신뢰성이 낮을 수 있으므로 보다 큰 데이터를 통해 추가적인 검증이 필요한 부분이다. Ⅴ. 결론과 함의 이 논문에서는 한국의 프로야구 데이터를 사용하여, 고정효과 모형과 동적패 널 모형을 통해, 임금격차와 팀 성적 사이의 관계를 실증적으로 검증해 보았다. 서구에서 프로스포츠 데이터를 통한 선행연구 결과들을 살펴보면, 개인 경기 의 경우는 대개 임금 혹은 상금의 격차가 클수록 높은 성과가 발현되는 토너먼 트 이론을 지지해 주는 결과가 발견되었고, 팀 경기의 경우에는 임금격차가 클 수록 성과(주로 승률)와 負 ( )의 관계를 보고하고 있는데, 본 연구 결과에서는 이러한 서구에서의 선행연구 결과와는 달리 임금격차와 팀 성적 간에 역U자형 의 비선형관계가 발견되었다. 이러한 분석 결과는 적어도 한국 프로야구의 경우에는 어느 수준까지는 임금 격차가 개인의 근로노력을 추동하는 인센티브로 작동하지만, 특정 수준을 넘어 서면 단체 스포츠의 중요 덕목인 단결과 협력을 저해하게 되어, 결국 낮은 근로 노력과 나쁜 성과를 가져오게 된다는 것으로, 토너먼트 이론(tournament theory) 과 응집성 이론(cohesiveness theory)의 예측을 각각 부분적으로만 지지하는 것 이다. 물론 한국프로야구는 미국 메이저리그에 비해 그 시장의 규모가 비교가 안될 만큼 작고, 선수들의 절대적 연봉 수준도 마찬가지이며, 따라서 선수들 간의 임 금격차도 미국 메이저리그에 비해서는 작다고 볼 수 있다. 17) 또한 한국의 프로 야구 구단들은 명시적으로 개인 연봉 인상에 상한을 두거나, 샐러리 캡(Salary 17) Bloom(1999)에 따르면 1985년에서 1993년까지 29개 MLB 구단의 평균 지니계수는 0.60으로 본 논문의 한국프로야구(1998~2009) 지니계수 0.51보다 높았다.

20 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 Cap)을 시행하고 있지는 않지만, 보이지 않는 구조적 제약은 존재하며, 18) 미국 에 비해 선수들의 구단 간 이동이 훨씬 적고 따라서 구단에서 선수들의 연봉 책정 시 어느 정도 연공(seniority)적 요소들을 인정하고 있다는 사실도 스몰마 켓(Small Market)으로서 한국프로야구가 가지고 있는 특징이라고 하겠다. 마지 막으로 공식적인 연봉으로는 반영되지 않는, 한때 암암리에 시행되던 (시즌 중) 상여금이나 수당 혹은 주택 및 차량, 광고 수입과 같은 개별적인 인센티브들은 본 분석에 포함되지 않았고, 결국 이러한 모든 요소들이 작용하여 한국 프로야 구에서는 미국의 메이저리그와는 달리, 임금격차와 팀 성적 간의 관계에 있어 일정 수준까지는 正 (+)의 관계가 발견되었을 수도 있다. 이러한 한국프로야구 가 갖는 산업적 규모의 차이와 제도적 제약, 그리고 자료의 한계들에 대한 충분 한 검토와 재해석은 추후의 연구과제로 남겨둔다. 참고문헌 김경묵. 직급간 임금격차 결정요인에 관한 연구 : 토너먼트이론의 검증. 인 사관리연구 29 (2) (2005): 177~218. 김동배 김기태. 연봉 차등폭이 보상수준 만족에 미치는 영향. 노동정책연 구 8 (4) (2008): 29~54. Akerlof, G. A. and J. L. Yellen. The Fair Wage-Effort Hypothesis and Unemployment. Quarterly Journal of Economics CV (2) (1990): 44~49. Arellano, M. and S. Bond. Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Employment Equations. The Review of Economic Studies 58 (1991): 277~297. Berri, D. J. and R. Jewell T. Wage Inequality and Firm Performance : Professional Basketball s Natural Experiment. Atlantic Economic Journal 32 (2) (2004): 130~139. 18) 한국프로야구에는 1994년까지 개별 선수들의 연봉 상한선 25%가 명시적으로 존재했다.

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 21 Bloom, M. The Performance Effects of Pay Dispersion on Individuals and Organizations. Academy of Management Journal 42 (1) (1999): 25~40. Cowherd, D. and D. Levine. Product Quality and Pay Equity between Lower-level Employees and Top Management. Administrative Science Quarterly 37 (2) (1992): 302~330. DeBrock, L., Hendricks, W. and R. Koenker. Pay and Performance: The Impact of Salary Distribution on Firm-level Outcomes in Baseball. Journal of Sports Economics 5 (3) (2004): 243~261. Depken, C. A. Wage Disparity and Team Productivity : Evidence from Major League Baseball. Economics Letters 67 (1) (2000): 87~92. Ehrenberg, R. G. and M. L. Bognanno. Do Tournament Have Incentive Effects? Journal of Political Economy 98 (6) (1990): 1307~1324. Fernie, S. and D. Metcalf. It's Not What You Pay it's the Way that You Pay it and that's What Gets Results: Jockeys' Pay and Performance. Labour 13 (2) (1999): 385~411. Franck, E. and S. Nüesch. The Effect of Wage Dispersion on Team Outcome and the Way Team Outcome is Produced. Applied Economics, First Published on: 23 August 2010(iFirst). Frick, B., Prinz, J. and K. Winkelmann. Pay Inequalities and Ream Performance. Empirical Evidence from the North American Major Leagues. International Journal of Manpower 24 (4) (2003): 472~488. Henderson, A. D. and J. W. Fredrickson. Top Management Team Coordination Needs and the CEO Pay Gap: A Competitive Rest of Economic and Behavior View. Academy of Management Journal 44 (1) (2001): 96~117. Heyman, F. Pay Inequality and Firm Performance: Evidence from Matched Employer-Employee Data. Applied Economics 37 (11) (2005): 1313~ 1327. Hibbs, D. and H. Locking. Wage Dispersion and Productive Efficiency: Evidence for Sweden. Journal of Labor Economics 12 (4) (2000): 775~782. Idson, T. and L. Kahane. Teammate Effect on Pay. Applied Economics Letters 11 (12) (2004): 731~733. Jayant, R. K., Ebru, R. and V. Anand. Rank-Order Tournaments and Incentive Alignment: The Effect on Firm Performance. The Journal of Finance 64 (3) (2009): 1479~1512.

22 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 Jewell, R. T. and D. J. Molina. Productive Efficiency and Salary Distribution: the Case of US Major League Baseball. Scottish Journal of Political Economy 51 (1) (2004): 127~142. John Bound, David A. Jaeger, and M. Baker Regina. Problems with Instrumental Variables Estimation When the Correlation between the Instruments and the Endogenous Explanatory Variable is Weak. Journal of the Americans Statistical Association 90 (430) (1995): 443~450. Lawrence. M. K. Managerial Quality, Team Success, and Individual Player Performance in Major League Baseball. Industrial and Labor Relations Review 46 (3) (1993): 531~547.. The Sports Business as a Labor Market Laboratory. Journal of Economic Perspectives 14 (3) (2000): 75~94. Lazear, E. and S. Rosen. Rank order Tournaments as Optimum Labor Contracts. Journal of Political Economy 89 (5) (1981): 841~864. Leonard, J. Executive Pay and Firm Performance. Industrial and Labor Relations Review 43 (3) (1990): 13~29. Levine. D. I. Cohesiveness, Productivity and Wage Dispersion. Journal of Economic Behavior and Organization 15 (2) (1991): 237~255. Pokorny, K. Pay-But do Not Pay Too Much: An Experimental Study on the Impact of Incentives. Journal of Economic Behavior and Organization 66 (2) (2008): 251-264. Richards, D. G. and R. C. Guell. Baseball Success and the Structure of Salaries. Applied Economics Letters 5 (5) (1998): 291~296. San, G. and W. J. Jane. Wage Dispersion and Team Performance : Evidence from the Small Size Professional Baseball League in Taiwan. Applied Economics Letters 15 (1) (2008): 883~886. Sommers, P. M. Work Incentives and Salary Distributions in the National Hockey League. Atlantic Economic Journal 26 (1) (1998): 119.

팀내임금격차가심화되면팀성적이향상되는가?:한국프로야구데이터분석을중심으로(김정우 김기민) 23 abstract Does Pay Dispersion within a Team Enhance Team Performance? : An Analysis of Korean Professional Baseball Data Jungwoo Kim Kimin Kim The effects of pay dispersion within an organization on that organization's performance has been an extensively researched topic. While pay dispersion, on the one hand, acts as an incentive to put in more work effort, on the other it can also hurt the organization's cohesiveness and intensifies perceptions of relative deprivation, leading to worse performance. In this paper we use data from Korean professional baseball to analyse the effects of pay dispersion on team performance. We draw performance and pay data from 8 KBO(Korea Baseball Organization) teams over the period ranging from 1998 to 2009, and estimate a fixed effects model and dynamic panel model to study the effect of pay dispersion on team victory rates. We apply various measures of within-team pay dispersion: the Gini index, coefficient of variation, and baseline/adjusted Hirschman-Herfindahl indices. Empirical analysis results show that a team's average pay level is positively related to team performance. Pay dispersion is positively related to performance, but only up to a certain extent. Once pay dispersion exceeds a certain point, it becomes negatively related to performance. This suggests an inverse U-shaped nonlinearity in the relation between pay dispersion and performance, lending only partial support for both tournament theory and cohesiveness theory. Keywords : pay dispersion, work effort, incentives, tournament theory, cohesiveness theory

성과주의 임금 도입의 영향요인: 한일 비교(김동배 김정한) 25 노 동 정 책 연 구 1) 2011. 제11권 제1호 pp.25~54 c 한 국 노 동 연 구 원 연 구 논 문 성과주의 임금 도입의 영향요인 : 한일 비교* 김동배 ** 김정한 *** 일본은 버블이 붕괴되던 1990년대 중반 이후부터, 그리고 한국은 몇 년 뒤인 외환위기 이후부터 성과주의 임금이 임금관리의 새로운 패러다임으로 등장하였다. 본 연구는 성과주의 임금 한일 비교연구를 위해 특별히 조사한 양국의 설문조사 자료를 사용하여 성과주의 임금의 도입에 영향을 미치는 요인을 비교 분석하였다. 분석 결과, 한국의 경우 비정규직 비중을 제외하면 대리인 이론의 변수인 기술변화, 전략적 인사관리 관점의 혁신전략과 수량적 유연화 전략, 그리고 제도적 동형화 이론의 산업별 확산율과 모기업의 압력 이 모두 성과주의 임금의 도입과 정(+)의 관계가 나타났다. 일본의 경우 제 도적 동형화 관점의 변수는 유의한 관계가 나타나지 않았던 반면 대리인이 론의 비정규직 비중과 기술변화, 전략적 인사관리 관점의 혁신전략과 수량적 유연화 전략이 성과주의 임금의 도입과 정(+)의 관계가 나타났다. 그리고 노 동조합은 한국의 경우에는 성과주의 임금과 부(-)의 관계가 나타난 반면, 일 본의 경우에는 통계적으로 유의한 관계가 나타나지 않았다. 이상의 발견이 갖는 이론적 및 실천적 함의를 논의하였고, 연구의 한계와 추후 연구의 필 요성을 제시하였다. 핵심용어 : 성과주의 임금, 대리인이론, 전략적 인사관리, 제도적 동형화, 한일비교 논문접수일 : 2011년 2월 18일, 심사의뢰일 : 2011년 3월 8일, 심사완료일 : 2011년 3월 25일 * 이 연구는 인천대학교의 2010년도 자체 연구비 지원을 받아 이루어졌다. ** (제1저자) 인천대학교 경영대학 조교수(dongbae@incheon.ac.kr). *** (공동저자) 한국노동연구원 연구위원(junghan@kli.re.kr),

26 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 Ⅰ. 서 론 외환위기 이후 우리나라 기업 인사관리의 큰 변화 중의 하나는 개인의 성 과 업적과 임금 간의 연계성을 강화하는 성과주의 임금의 확산이다. 일정기 간 동안의 업무성과가 임금인상을 결정하는 가장 중요한 요인이 되는 임금제도 (유규창 박우성, 1999) 로 정의되는 연봉제는 한국형 성과주의 임금의 대명사 인데, 노동부의 100인 이상 사업체에 대한 조사에 따르면 연봉제 도입률은 1996년 1.6%에서 2000년 23%, 2006년 50.6%로 가히 폭발적으로 증가했다. 성 과주의 임금의 확산은 일본도 마찬가지인데 우리나라보다 대략 3~4년 정도 앞 서 성과주의 임금이 확산되기 시작했다. 일본의 연구 결과들은 대체로 버블붕 괴 시기인 1990년대 중반 이후에 성과주의 임금이 본격적으로 확산된 것으로 평가한다( 楠 田 丘, 2001; 勞 働 政 策 硏 究 硏 修 機 構, 2004, 2007; 宮 本 光 晴, 2009). 한일 양국에서 급속하게 확산된 성과주의 임금은 한국의 경우에는 경직적 연공 급을, 그리고 일본의 경우 연령급이나 연공적으로 운영되던 직능급( 笹 島 芳 雄, 2001)을 개편하여 개인의 업적 성과와 임금의 연계성을 강화하기 위한 각종 임금제도의 개편을 말한다. 성과주의 임금의 급속한 확산에도 불구하고 성과주의 임금의 도입 및 확산을 설명하는 영향요인에 대한 연구는 매우 부족하다. 성과주의 임금 도입의 영향 요인에 대한 국내 연구는 유규창 박우성(1999)의 개념적 연구와 유규창 박우 성(2007)의 실증분석 정도에 지나지 않는다. 게다가 유규창 박우성(2007)의 연구는 연봉제 확산의 초기 시점인 1998년 조사 자료를 사용한 분석이라 그 이 후의 자료를 활용한 연구들이 절대적으로 부족한 실정이다. 성과주의 임금의 영향요인에 대한 국내 연구가 미흡한 만큼 성과주의 임금제도의 한일 비교에 대한 학술적 연구는 더더욱 없다고 해도 과언이 아니다. 대략 3~4년의 시차를 두고 한일 양국에서 성과주의 임금이 확산되기 시작했는데, 우리는 동일한 설 명 변인으로 양국에서의 확산 현상을 설명할 수 있는가? 만일 양국간 성과주의 임금 도입을 설명하는 요인이 다르다면 이것이 갖는 이론적 실천적 함의는 무

성과주의 임금 도입의 영향요인: 한일 비교(김동배 김정한) 27 엇인가? 본 연구는 한일 비교를 위해 특별하게 수집된 설문조사 자료를 사용해서 성 과주의 임금 도입의 영향요인을 비교 연구하고자 한다. 우리 연구진은 일본의 연구진과 함께 2년에 걸쳐 한일 성과주의 임금의 비교연구를 수행했으며 그 과 정에서 한일 공통 설문지를 사용하여 기업체 설문조사를 실시했다. 성과주의 임금 도입의 비교연구를 통해 한일 양국의 공통적 설명요인이 발견된다면 이것 은 이론의 보편성을 의미하기도 하고, 이론적 변수의 시대적 중요성에 따라 성 과주의 임금이 지배적인 패러다임으로서 강한 존속력을 가질지 아니면 일시적 인 유행(fashion)에 그칠 것인지를 판단하는 데 필요한 정보도 제공할 수도 있 다. 만일 양국의 성과주의 임금을 설명하는 변인이 다르다면 그 자체가 흥미 있는 발견이자, 한일 간 성과주의 임금의 도입 및 확산의 동학 차이에 대한 우 리의 이해 지평을 넓히는 데 기여할 수 있을 것이다. 그리고 이러한 국가 비교 연구를 통해 우리나라의 성과주의 임금의 의의와 실태, 그리고 그 확산의 동학 에 대한 이해도를 높일 수도 있을 것이다. Ⅱ. 이론적 배경 및 연구 가설 성과주의 임금의 도입을 설명하는 이론으로는 대리인이론, 전략적 인사관리, 그리고 제도화이론이 있다. 그 외에 거래비용이론과 자원의존이론도 성과주의 임금의 도입을 설명하는 데 활용될 수는 있지만(Tremblay, Cote, & Balkin, 2003), 거래비용이론의 설명 논리는 대리인이론의 설명 논리와 대부분 중복되 고, 자원의존이론의 설명변수는 구성원 인적자본 특성이기 때문에 기업수준 자 료를 활용하는 본 연구에서는 채택하기 힘들다. Bender(2004)도 우리와 유사하 게 성과주의 임금의 도입을 설명하는 이론으로서 대리인이론, 동기부여이론(기 대이론 및 공정성이론), 그리고 제도화이론을 들었는데, 동기부여이론은 성과 주의 임금제도를 어떻게 설계해야 작업 동기를 효과적으로 부여할 수 있는지를 설명하는 데 더 적합한 이론이다(Milkovich & Newman, 2005). 대리인이론은 그동안 개수급(piece rate)이나 커미션과 같은 성과급의 도입을 설명하는 이론

28 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 으로서 널리 활용되었고(Brown, 1990; Brown & Heywood, 2005; Drago & Heywood, 1995; Heywood, Hübler, Jirjahan, 1998), 제도화이론은 제도적 동형 화 압력으로서 성과주의 임금제도 등 인사관리 혁신 등을 설명하는 데 널리 활 용되고 있는 이론이다(Eisenhardt, 1988; 류규창 박우성, 1999, 2007; 노용진 김동배 박우성, 2003). 한편, 보상관리론에서는 일찍부터 보상전략과 조직전 략 간의 밀접한 관련성을 강조해 왔고(Milkovich, 1988; Gerhart & Milkovich, 1992), 이러한 주장은 조직전략과 인사관리의 정합성을 강조하는 전략적 인사 관리에서 더 강조된다(Milkovich & Newman, 2005). 조직전략이 기업의 인사 관리를 결정하는 중요한 요인으로 보는 전략적 인사관리 관점에서 보면 성과주 의 임금의 도입도 조직의 특정 전략에 따라 영향을 받을 수 있다. 이상의 논의 에 따라 우리는 대리인이론, 전략적 인사관리, 그리고 제도화이론에 근거해서 성과주의 임금 도입에 대한 연구 가설을 도출하기로 한다. 1) 1. 대리인이론 대리인이론은 그동안 성과급의 도입을 설명하는 주요 이론으로 활용되었다. 대리인이론의 기본 전제는 주인과 대리인 간에 이해(interest)가 상충된다는 것 인데, 이해상충을 해결하여 대리인이 주인을 위해 노력하도록 하기 위해 주인 이 선택할 수 있는 대안은 감독(monitoring)을 통해 행위를 통제하거나 아니면 성과와 보상을 연계시키는 성과급 계약을 체결함으로써 주인과 대리인의 이해 관계를 일치시키는 것이다. 주인은 두 가지 선택지, 즉 행위감독과 성과급 계약 중 비용이 낮은 대안을 선택할 유인을 갖는다. 그동안 개수급(piece rate)이나 커미션 등과 같은 성과급 도입을 설명하는 데 주로 활용되었던 대리인 이론 및 이에 근거한 예측 변수들은 본 연구의 성과주 1) 대리인 이론과 전략적 인사관리를 합리적 선택 관점으로 통합해서 살펴볼 수도 있다(유규 창 박우성, 1999, 2007; 노용진 김동배 박우성, 2003). 그리고 이 경우 제도적 동형화 와 합리적 선택이라는 경쟁적 관점의 상대적 설명력을 비교할 수 있다는 장점도 있다. 그 러나 합리적 선택 관점 내부에는 대리인이론, 거래비용이론, 자원의존이론, 상황이론 등 매우 다양한 이론들이 존재할 수 있기 때문에 이론의 구체성은 오히려 취약할 수 있다. 본 연구는 구체적인 이론에 입각하여 현상을 설명 예측할 필요도 있다고 보고 성과주의 임금 도입을 설명하는 3가지 이론적 배경을 채택하였다.

성과주의 임금 도입의 영향요인: 한일 비교(김동배 김정한) 29 의 임금의 도입을 설명하는데도 유용한 이론적 자원이 될 수 있다. 왜냐하면 본 연구에서 정의하는 성과주의 임금은 개인 성과와 보상의 연계를 강화하는 임 금관리 관행으로서 성과급과는 측정비용 및 측정의 정확성에서는 차이가 있지 만(Brown, 1990), 대리인이론에서 보면 기본적인 논리는 동일하기 때문이다. 대리인이론에 입각한 실증연구들에서 성과급 채택의 설명변수들로서 사용했 던 변수들은 조직규모, 관리계층의 숫자나 관리자 비중, 근속연수, 여성의 비중, 비정규직 비중, 내부노동시장, 자본장비율, 기술변화 등이 있었다(Brown, 1990; Brown & Heywood, 2005; Cowling, 2002; Drago & Heywood, 1995; Heywood, Siebert, Wei, 1997; Heywood et al., 1998). 조직규모나 관리계층 숫 자가 증가하면 감독비용이 증가하는 반면 관리자의 비중이 높은 경우 감독비용 은 감소하는데, 성과급 도입은 감독비용과 정(+)의 관계를 갖는다. 실증연구들 은 대부분 조직규모를 설명변수로 사용하지만, 조직규모는 대리인이론의 변수 만이 아니라 다양한 의미를 갖는 변수이기 때문에 우리는 이를 통제변수로 사 용하기로 한다. 대리인이론에서는 이연보상의 감독효과에 주목하여 이연보상을 수반하는 장 기고용의 지표들을 성과급 도입의 영향요인으로 보고 있다. 장기고용에 수반하 여 우상향하는 이연보상체계에서 생산성보다 낮은 임금을 받는 기간은 일종의 인질(hostage)로 기능하기 때문에 근로자는 태만(shirking)할 유인이 줄어든다. 이처럼 이연보상은 그 자체로서 감독효과를 갖기 때문에 기업이 성과급을 도입 할 유인이 감소한다. 그리고 이연보상은 장기고용을 수반하기 때문에 대리인 이론에 의하면 장기고용의 지표들은 성과급 채택과 부(-)의 관계를 갖는다. 환 언하면 장기고용에 수반하는 이연보상이 성과급의 기능적 대체물로 작동한다 는 논리이다. 이러한 맥락에서 대리인이론에서 변수로 활용되는 장기고용의 지 표들은 평균근속연수, 여성의 비중, 비정규직 비중, 그리고 내부노동시장이 있다. 평균근속연수와 내부노동시장의 발달은 장기고용의 직접적인 지표인 반면 여성은 근속연수가 짧다는 의미에서 장기고용의 반대 지표이다. 아쉽지만 우리 의 자료에는 비정규직 비중을 제외하고는 장기고용의 지표들이 존재하지 않는 다. 그런데 장기고용의 지표와 관련해서 비정규직 비중의 의미는 단순하지 않 다. 비정규직은 정규직 고용보장을 위해 수요 충격으로부터의 완충장치(buffer)

30 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 로서 정규직 장기고용을 의미할 수도 있다는 점에서는 성과급과 부(-)의 관계를 예측할 수 있지만, 비정규직 비중이 높다는 것은 기업의 전체적 근속연수가 짧 다는 것을 의미하고 비정규직은 정규직 일자리를 비정규직으로 대체할 수 있다 는 위협을 의미한다는 점에서는 성과급과 정(+)의 관계도 예측할 수 있다 (Drago & Heywood, 1995; Brown & Heywood, 2005). 이상의 논의와 같이 비 정규직 비중은 장기고용에 수반하는 이연보상의 감독효과와 관련된 대리인이 론의 변수로서 성과주의 임금의 도입에 영향을 미칠 수 있지만 그 영향의 방향 성은 예측할 수는 없다. 이에 따라 다음과 같은 연구 가설을 설정하였다. 2) 가설 1-1 : 비정규직 비중은 성과주의 임금의 도입에 영향을 미칠 것이다. 기술변화도 대리인이론에 입각한 성과급 결정요인에 대한 대부분의 실증연 구에서 예측변수로 활용되었다. 기술변화와 성과급 도입의 관계는 감독비용의 변화와 성과측정 비용의 변화라는 두 측면에서 살펴볼 수 있다. 우선 기술변화 와 성과주의 임금의 관계는 기술변화가 감독비용을 증가시키는지의 여부에 따 라서 달라지는데, 감독비용은 우선적으로 기술변화에 따른 근로자 숙련요건의 변화에 따라 달라진다는 점에서 그 관계는 간단하지 않다. 기술변화가 숙련요 건을 향상시키는 경우에는 감독비용이 증가하므로 성과급 도입과는 정(+)의 관 계를 예상할 수 있지만(Brown, 1990) 숙련요건을 하락시키는 경우에는 정반대 의 예측이 가능해진다. 그런데 기술변화에 따라 탈숙련화되는지 아니면 재숙련 화되는지에 대해서는 오랜 숙련 논쟁이 존재하는 것처럼 단정적인 해답이 없는 실정이다(Form, 1987). 다음으로 기술변화와 성과주의 임금의 관계는 기술변화 와 성과측정 비용 간의 관계에 따라서 달라질 수 있다. 예를 들어 숙련요건과는 별도로 기술변화가 빠른 경우 성과측정이나 성과표준의 재정립에 비용이 많이 들 수도 있다는 점에서 성과급 도입과 부(-)의 관계를 예측할 수도 있다 (Heywood et al., 1997). 이처럼 기술변화가 성과급 도입에 미치는 영향은 존재 하지만 그 방향성은 확정할 수 없다는 것이 지금까지의 연구 결과이다. 이러 한 연구 결과를 성과주의 임금 도입에 적용하면 다음과 같은 가설을 설정할 2) 변수 효과의 방향성을 예측할 수 없는 경우 대체가설을 설정하는 것이 정확하겠지만, 번 거로움을 피하기 위해 영향을 현재와 같은 가설을 설정하였다.

성과주의 임금 도입의 영향요인: 한일 비교(김동배 김정한) 31 수 있다. 가설 1-2 : 기술변화는 성과주의 임금의 도입에 영향을 미칠 것이다. 2. 전략적 인사관리 전략적 인사관리(SHRM) 관점도 성과주의 임금의 도입과 관련해서 활용할 수 있는 이론적 자원이다. 전략적 인사관리는 경영전략과 인사관리 간, 그리고 인사관행들 간의 정합성(fit)에 주목하는데, 이에 의하면 보상관리도 인사관리 의 일부로서 경영전략 및 다른 인사전략과 정합성을 지녀야 한다. 전략적 인사 관리 관점에 따르면 조직의 전략변수들이나 다른 인사전략이 성과주의 임금의 도입을 설명하는 변수들이 될 수 있다. 전략적 인사관리 관점에서의 조직의 전략이 보상관리에 미치는 영향에 대한 논의는 일찍부터 이루어졌다. 다각화 전략이나 조직의 라이프사이클, 사업부 단위의 성장이나 수익성 전략, 그리고 Miles and Snow(1994)의 전략 유형에 따 른 보상전략의 차이에 대한 연구가 일찍부터 이루어졌다(Milkovich, 1988). Gerhart and Milkovich(1992)도 일찍이 사업전략과 인사전략 등 조직수준의 요 인, 개인과 직무특성, 외부 경영환경의 특성이 조직의 보상시스템을 결정하는 상황 요인임을 보여주는 개념적 모형을 제시하였다. 이들은 조직수준의 요인으 로서 사업전략, 인사관리전략, 제품시장의 특성, 기술, 조직규모, 입지, 작업조 직, 상호의존성과 분권화, 구성의 다양성, 노동조합, 시장경쟁의 정도 등 매우 다양한 요인들을 들었다. 성과주의 임금과 관련해서 전략적 인사관리 관점에서의 상당히 일관된 예측 은 Miles and Snow(1994)의 혁신형(prospector) 전략의 효과이다. 일찍이 Gerhart, Minkoff, and Olsen(1995)은 방어형 전략보다 혁신형 전략을 구사하는 경우 변 동급 비중이 높다는 점을 지적하였고, Miles and Snow(1994)는 혁신형 전략의 경우 보상전략은 높은 성과급 비중과 외적 경쟁성 확보가 특징이라고 보았으 며, Milkovich and Newman(2005)은 사업전략에 따라 보상시스템도 달라져야 한다고 보았는데, 예를 들어 혁신형 전략은 혁신을 권장하기 위한 인센티브를 강조하는 보상시스템이 요구되는 반면, 원가우위전략은 인건비 통제를 위한 보

32 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 상시스템이 요구된다고 보았다. Miles and Snow(1994)의 혁신형 전략은 고객의 충족되지 않은 욕구를 파악 하여 이를 먼저 충족시키는 me-first 전략으로 기존 시장에서의 수성( 守 成 )이 특성인 방어형(defender) 전략과 대비된다. 고객의 욕구를 경쟁자보다 먼저 충 족시키기 위해서는 제품과 서비스의 혁신이 필수적이기 때문에 혁신을 선도하 는 기업들이 채택하는 전략이다. 그리고 이러한 전략의 수행에 필요한 인력을 외부에서 조달해야 하는데 이를 위해서는 임금의 대외적 경쟁성이 중요하며 또 한 혁신적 행위를 장려하기 위해서는 인센티브나 개인성과급의 비중을 높여야 한다(김식현, 1999; 배종석, 2008; 김동배, 2010). 이처럼 혁신형 전략이나 기술 혁신 주도 전략은 성과주의 임금의 도입과 정(+)의 관계를 예측할 수 있다. 이 상의 논의에 따라서 다음과 같은 연구 가설을 설정하였다. 가설 2-1 : 혁신형 전략은 성과주의 임금의 도입과 정(+)의 관계가 있을 것이다. 전략적 인사관리 관점에서 성과주의 임금의 도입을 설명할 수 있는 또 다른 변수는 전반적인 인사전략에서 찾을 수 있다. 전략적 인사관리 관점은 전반적 인사전략과 개별 영역의 인사 방침들 간의 정합성을 강조한다. 이와 관련해서 비정규직을 활용하는 고용유연화 전략이 성과주의 임금의 도입과 확산에 미친 영향에 주목할 필요가 있을 것이다. 비정규직 활용에 의한 고용유연화 전략은 수량적 유연화(numerical flexibility)로 지칭된다(Grenier, Giles, Bėlanger, 1997). 수량적 유연화 전략이 성과주의 임금에 미치는 영향은 내부노동시장의 비효 율성 논의에서 찾을 수 있다. 내부노동시장이 효율적이기 때문에 형성되었다는 전통적인 논의(Doeringer & Piore, 1971)에도 불구하고 비효율성이 내재되어 있으며 경쟁격화 등 경영상황의 변화에 따라 비효율성이 부각될 수도 있다. 내 부노동시장의 비효율성의 예를 들면 고용 경직성과 높은 노동비용, 공정성 규 범으로 인한 보상 차등화 곤란, 기술변화 재훈련 비용 등이 있다(김동배 김주 일, 2002). 수량적 유연화는 고용 차원에서 내부노동시장의 비효율성을 극복하 기 위한 고용 외부화 전략의 일환이라면, 성과주의 임금은 대내적 공정성 규범 에 구속된 내부노동시장의 경직적 보상시스템 대신에 대외적 경쟁성과 성과와

성과주의 임금 도입의 영향요인: 한일 비교(김동배 김정한) 33 의 연계성 강화를 추구하는 보상 유연화 전략으로 양자 간에 밀접한 관련성이 있을 것으로 추정할 수 있다. 3) 가설 2-2 : 수량적 유연화 전략은 성과주의 임금과 정(+)의 관계를 보일 것이다. 3. 제도화이론 한일 양국에서 성과주의 임금은 임금관리에 있어서 하나의 새로운 패러다임 을 형성했다. 일본의 경우 1990년대 경기침체를 맞으면서 1990년대 중반 이후 성과주의 임금의 도입이 급증하기 시작하였고( 勞 働 政 策 硏 究 硏 修 機 構, 2004), 우리나라의 경우 외환위기 이후 한국형 성과주의 임금의 대명사인 연봉제 도입 률이 급증하기 시작했다(노동부, 2008). 새로운 패러다임의 구축 및 확산에 주 목하면 동형화 압력을 핵심어로 하는 제도적 동형화 관점도 성과주의 임금 도 입을 설명하는 데 유용한 이론이 될 수 있다. DiMaggio and Powell(1983)은 제도적 동형화의 메커니즘에는 강압적 동형 화, 규범적 동형화, 모방적 동형화를 제시했다. 강압적 동형화는 조직이 의존하 고 있는 다른 조직의 공식 비공식적 압력과 사회의 문화적 기대로 인해서 발 생하고, 규범적 동형화는 전문가 단체나 공식 교육기관 등이 생산하는 정당시 되는 규범적 규칙에의 동조로 인해서 발생하며, 모방적 동형화는 기술에 대한 이해부족, 목표 모호성, 환경이 상징적 불확실성을 창출하는 경우 다른 조직을 모방함으로써 불확실성을 줄이려 하기 때문에 발생한다. 특정 프로그램의 확산 정도는 규범적 및 모방적 동형화의 대표적인 지표이다 (Tolbert & Zucker, 1996). 조직이 활동하는 필드나 산업에서 특정 프로그램이 확산되면 초기에는 모방에 의해서 채택을 하다가 점차 확산율이 증가해서 외부 에서 강제적 사실로서 대면하는 실재로서 행위자에게 경험되는 단계가 되면 채 3) 예를 들어 외환위기 이후 우리나라 기업 인사관리의 두 핵심어는 비정규직과 성과주의 임 금이었다. 수량적 유연성과 성과주의 임금 간 밀접한 관련성은 일본에서도 발견된다. 일본 총무성의 노동력조사 에 따르면 임금근로자에서 차지하는 비정규직 비중은 1985년 16.4%, 1995년 20.9%, 2005년 32.6%로 1985~95년 기간 증가분은 4.5%포인트에 지나 지 않지만 성과주의 임금이 본격적으로 확산된 1995~2005년 기간에는 11.7%포인트 증 가했다.

34 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 택은 규범적 압력으로 변화하게 된다(Tolbert & Zucker, 1996). 이러한 이유로 필드 내 확산율은 제도화이론의 실증연구에서 변수로 활용되었다(Goodstein, 1994; Barringer & Milkowich, 1998). 한편, 제도화이론에서 모기업의 압력은 강압적 동형화의 지표로서 주장되어 왔다. 강압적 동형화란 조직이 의존하고 있는 다른 조직의 압력과 기대에 의해 서 채택하는 것을 말하는데, DiMaggio and Powell(1983)은 강압적 동형화의 대표적인 지표로서 정부의 영향력과 함께 기업집단의 모회사를 들었다. 기업집 단의 모회사나 모기업은 계열회사나 관계회사의 의사결정에 공식 비공식적, 그리고 직 간접적으로 압력을 행사할 수 있다. 한일 양국에서 성과주의 임금 이 새로운 패러다임으로 형성되는 과정에서 모기업은 관계회사에 그 도입이나 채택 압력을 행사했을 것으로 예측할 수 있다. 예를 들어 한국의 경우 외환위기 이후 재벌의 기획실이나 비서실이 중심이 되어 성과주의 인사관리로의 변화를 적극적으로 시도했었던 것으로 평가되는데(유규창 박우성, 2007) 이러한 사정 은 일본의 경우도 마찬가지였을 것으로 예측할 수 있다. 이처럼 모기업 차원에 서 새로운 임금관리 패러다임으로서 성과주의 임금을 전략적으로 추구했을 가 능성이 높기 때문에 모기업 압력에의 노출 정도가 높은 관계사나 계열사의 경 우에는 성과주의 임금을 도입할 가능성도 높을 것으로 예측할 수 있다. 가설 3-1 : 산업별 확산율은 성과주의 임금과 정(+)의 관계를 보일 것이다. 가설 3-2 : 모기업의 압력은 성과주의 임금과 정(+)의 관계를 보일 것이다. Ⅲ. 자료 및 변수 1. 자 료 본 연구는 일본노동정책연수 연구기구와 한국노동연구원이 성과주의 임금 의 한일 비교를 위해 조사한 설문 자료를 사용하였다. 한일 양국의 두 기관은 성과주의 임금의 한일 비교 연구를 공동으로 수행하였다. 2006년에는 사례연구

성과주의 임금 도입의 영향요인: 한일 비교(김동배 김정한) 35 를 실시하였고 2007년에는 설문조사 자료를 사용한 비교연구도 실시하였다. 일 본은 2004년에 성과주의 임금에 대한 실태조사를 이미 실시했기 때문에 양국 의 비교를 위해 한국도 2007년에 일본에서 사용한 동일한 설문지를 사용해서 설문조사를 실시하였다. 4) 일본 조사의 모집단은 (주)동경상공리서치의 기업데이터에서 종업원수가 200인 이상인 18,000개사이며, 표본은 종업원수가 많은 순으로 11,805개를 추출 하였다. 조사는 우편설문 방식으로 진행되었으며 응답 시점은 2004년 9월 1일 현재이다. 설문지는 2004년 10월 15일에서 12월 24일에 걸쳐 회수되었으며, 유 효회수율은 10.8%(기업 1,280개사)였다. 이 중에서 우리가 분석에서 사용하는 변 <표 1> 표본의 특성 산업 규모 노조 상장사 회사 설립 년도 (단위 : 개소, %) 한국 일본 빈도 비율 빈도 비율 전 체 1,007 100.0 1,102 100.0 제조업 420 41.7 394 35.8 전기 가스 수도 건설업 98 9.7 88 8.0 도소매 음식 숙박업 157 15.6 191 17.3 운수 통신업 103 10.2 167 15.2 금융 보험업 46 4.6 64 5.8 기타 서비스업 183 18.2 198 18.0 300인 미만 577 57.3 200 18.1 300~499인 169 16.8 374 33.9 500~999인 133 13.2 275 25.0 1,000인 이상 128 12.7 253 23.0 무노조 615 61.1 503 45.6 유노조 392 38.9 599 54.4 미상장 853 84.7 923 83.8 상장 154 15.3 179 16.2 1949년 이전 21 2.1 365 33.1 1950년대 39 3.9 185 16.8 1960년대 89 8.8 186 16.9 1970년대 183 18.2 142 12.9 1980년대 219 21.7 111 10.1 1990년대 294 29.2 68 6.2 2000년 이후 162 16.1 45 4.1 4) 한국과 일본의 조사 시점이 3년 차이가 나지만 성과주의 임금이 본격적으로 확산된 시점 이 일본이 3~4년 정도 앞선다는 점에서 큰 문제가 아닐 수 있다.

36 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 수들에 결측치가 있는 사례를 제외하고 분석에 사용된 최종 표본의 크기는 1,102개 기업이다. 한국 조사의 모집단은 한국신용정보사 기업재무 자료의 2006년 말 기준 상 용근로자 100인 이상인 상장, 등록, 외부감사 법인인 6,170개 기업이다. 이 중 에서 산업 규모별 층화 무작위 샘플링 방법으로 목표 표본의 대략 4배수인 4,657개 기업을 표본으로 추출하였다. 조사는 전문 조사업체를 통해서 이루어 졌으며 응답 시점은 2007년 12월 말 기준이다. 조사는 2008년 1월 한 달에 걸 쳐 이루어졌으며 총 1,007개사의 유효 샘플을 확보하였다. 한국기업과 일본기업 표본의 특성을 설립 시기, 업종, 종업원규모, 노조 유무, 상장 여부별로 살펴보면 <표 1>과 같다. 표본의 특성을 살펴보면 산업과 상장 여부는 큰 차이가 없는 반면 규모, 노동조합 조직 여부, 그리고 회사의 업력은 한일 기업 간에 차이가 있다. 그 이유 중의 하나는 일본은 200인 이상 기업체를 대상으로 조사한 반면, 한국은 100인 이상 기업을 대상으로 조사했다는 표본 설계상의 차이도 있겠지만 5), 한국과 일본 기업의 기본적인 특성 차이가 반영된 것으로 보인다. 예를 들어 2009년 기준으로 일본과 한국의 노동조합 조직률은 각각 18.5%와 10.1%로 일본이 훨씬 높은데 <표 1>에서 일본 기업의 유노조 비중이 높은 것은 이러한 객관적인 특성 차이가 반영된 것으로 추정된다. 한일 기업 특성의 차이 중 특히 인상적인 점은 회사 업력의 차이이다. <표 1>에서와 같이 한국과 비교해서 일본의 경우 오래된 기업이 많은데, 여기에 보고하지 않 았지만 기업 업력 평균을 비교해 보면 일본은 48년임에 비해 한국은 그 절반인 24년에 불과한 것으로 나타났다. 2. 변 수 가. 종속변수 본 연구에서는 성과주의 임금을 개인의 업적이나 성과와 임금 간의 연계성을 5) 한국의 경우 일본과 같이 200인 이상 규모에 한정할 경우 표본의 충분한 확보가 우려되 어 100인 이상으로 확대하였다. 참고로 한국 기업도 200인 이상에 한정해서 추정한 결과 도 본 연구 결과와 큰 차이가 없었다.

성과주의 임금 도입의 영향요인: 한일 비교(김동배 김정한) 37 강화하는 임금제도의 도입 정도로 정의하기로 한다. 6) 한국과 일본의 실태조사 설문지는 지난 5년간에 기본급 9가지 항목과 상여금 5가지를 포함해서 총 14가 지 항목의 임금제도를 개혁했는지 여부를 질문하고 있다. 이 중에서 우리는 위 에서 설명한 성과주의 임금의 조작적 정의에 부합되는 임금제도인 7가지 임금 제도의 합산 점수로서 성과주의 임금의 도입 정도를 측정하였다. 7가지 임금제 도 개혁의 내역은 <표 2>와 같은데 그 공통 속성은 개인의 업적이나 성과와 임금간의 연계성을 강화하는 임금제도들이다. 성과주의 임금에 대한 접근은 국가 및 기업별로 상이할 수 있기 때문에 도입 여부로 측정하기보다는 다양한 제도의 결합에 의한 도입 정도로 측정하는 것이 타당할 수 있다. 인사관리의 수준 개념(Becker & Gerhart, 1996)에 따르면 성과 주의 임금은 정책(policy)수준에 해당되는데 그 하위수준인 관행(practice)은 국 가나 기업별로 매우 다양할 수 있다. 예를 들어 특정 국가나 기업의 경우 개인 의 업적과 기본급의 연계성 강화 차원에서 접근할 수 있는 반면, 다른 경우에는 개인 업적과 상여금의 연계성 강화 차원에서 접근할 수도 있으며, 또 다른 경우 에는 기본급과 상여금 모두와 개인 업적 간의 연계성 강화 차원에서 접근할 수 도 있다. 게다가 기본급과 개인 업적의 연계성을 강화하는 방안도 매우 다양할 수 있다. 이러한 논의를 종합해볼 때 우리는 <표 2>의 7개 임금제도를 성과 <표 2> 지난 5년간 성과주의 임금제도 도입 실태 한국 일본 연봉제 도입 64.6 23.3 정기승급분 축소나 폐지 4.1 51.4 연령급 축소나 폐지 3.6 44.1 승급 폭 확대 11.3 15.5 업적급 성과급 도입 55.7 40.9 직무급 역할급 등 도입 34.6 32.4 능력급 확대 38.0 29.6 개인 업적과 연동하는 상여금 확대 28.6 54.5 (단위 :%) 6) 성과주의 임금의 정의에 대해서 한일 공동연구진 간에 논란이 많았다. 특히 일본의 경우 우리나라와 달리 과거부터 인사고과에 따른 임금차등을 실시하고 있었다는 점도 논란의 소지였다. 공동연구진이 내린 결론은 성과주의 임금이란 개인의 업적이나 성과와 임금 간 의 연계성을 (과거보다) 더 강화하는 임금제도의 개혁이었다.

38 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 주의 임금이라는 구성 개념의 구성요소들로 볼 수 있기 때문에, 그 합산지수로 서 성과주의 임금의 도입 정도를 측정하였다. 7) 나. 독립변수 독립변수는 3가지 이론적 관점의 총 6개 변수로 구성되어 있다. 대리인이론 의 두 변수는 비정규직 비중과 기술변화이다. 우선 비정규직 비중은 전체 근로 자에서 비정규직 사원이 차지하는 비중(%)으로 측정하였다. 양국의 설문지는 파트타임, 아르바이트, 기간제 등 비정규직 사원을 포함한 전체 직원의 숫자와 정규직만의 직원 숫자를 함께 조사하고 있다. 여기에서 양국의 설문지에서 예 시하는 비정규직의 범주는 직접고용 비정규직에 한정되어 다양한 형태의 간접 고용 비정규직이 제외될 가능성이 있다는 점에서 비정규직 효과의 해석에 유의 할 필요가 있다. 기술변화는 주력 사업에 있어서 기술변화 정도로써 측정하였 다. 해당 질문은 귀사의 주력 사업 분야에서 과거 5년간 기술혁신과 제품개발 의 속도는 어떻습니까 로 구성되어 있으며, 응답 범주는 5점 척도(1= 매우 느 려졌다, 3=불변, 5=매우 빨라졌다)이다. 전략적 인사관리 관점의 두 변수는 혁신전략과 수량적 유연화 전략이다. 혁 신전략은 Shaw, Gupta, Mitra, Ledford(2005)의 기술혁신전략 측정항목과 유사 한 3개의 문항으로 구성되어 있는데 그 평균값을 혁신전략 변수로 사용하였다. 혁신전략과 관련된 질문은 과거 5년간 기업경영에서 다음 항목을 어느 정도 중시해 왔습니까? 이며, 응답 범주는 3점 척도(1=중시하지 않음, 2=중간, 3=중 시)이다. 3개 문항은 각각 신기술과 신상품 개발, 제품과 서비스의 차별화, 연구 개발 속도 개선이다. 인사전략으로서 수량적 유연화는 하나의 문항으로 측정하 였다. 설문은 귀사는 지난 5년간 인사관리를 행함에 있어 어떠한 점을 중시하 여 왔습니까? 해당되는 사항에 모두 표시하여 주십시오 이며, 비정규직과 외부 인재(파견, 하청 등) 활용을 중시했다고 응답한 경우에 1의 값을 부여해서 수량 적 유연화 변수를 작성하였다. 8) 7) 정기승급분 축소나 폐지, 연령급 축소나 폐지, 승급 폭 확대는 우리나라의 임금제도로서은 의미가 적을 수 있다는 지적에 따라 이를 제거한 나머지 관행들로 구성된 지수를 작성해 서 추정해도 결과는 유사했다.

성과주의 임금 도입의 영향요인: 한일 비교(김동배 김정한) 39 마지막으로 제도화이론의 두 변수는 산업별 확산율과 모기업의 압력이다. 산 업별 확산율 변수는 5년 전 성과주의 인사제도의 산업별 확산율로 측정하였다. 우리가 사용하는 종속변수와 주요 독립변수의 측정 시점은 지난 5년간이기 때 문에 5년 전 성과주의 임금제도의 산업별 확산율 변수를 구해야 하지만 아쉽게 도 성과주의 임금제도의 경우 도입 연도가 조사되어 있지 않다. 대신에 설문지 에는 성과주의 인사제도의 도입 여부와 도입 연도가 조사되어 있어서 이 변수 를 대용치로 활용하였다. 9) 이에 따라 일본의 경우 1999년까지, 그리고 한국의 경우 2002년까지 산업별 성과주의 인사제도의 확산율을 구해서 성과주의 임금 제도의 산업별 확산율의 대용치로 사용하였다. 모기업의 압력은 현재 귀사의 이해관계자 중 귀사 경영에 대한 발언권이 실 질적으로 가장 강한 당사자는 누구입니까? 라는 질문에서 추출하였다. 이 질문 에 대한 응답 범주는 국내 기관투자가, 외국인투자가, 모기업과 그룹기업, 개인 투자가(일반주주), 주거래은행 등인데 그 중 모기업과 그룹기업이라고 응답한 경우에 1의 값을 부여하여 모기업의 압력변수를 작성하였다. 다. 통제변수 통제변수는 규모, 노동조합, 회사의 업력, 상장사 여부, 업종으로 구성되어 있 다. 조직규모는 성과주의 임금의 도입에 영향을 미치는 중요한 변수이다. 앞서 살펴본 바와 같이 대리인이론은 직원의 행위를 통제하는 두 가지 수단으로서 행위 모니터링과 성과급을 들고 있다. 대리인이론은 조직규모가 클수록 직원의 행위 모니터링 비용이 증가하기 때문에 행위 모니터링의 대체물인 성과급을 활 용할 가능성이 높아진다고 예측한다(Brown, 1990; Brown & Heywood, 2005; 8) 동 질문의 나머지 응답 범주는 신규학교 졸업자의 정기채용, 인건비 유연화, 교육훈련, 입 사동기 사원 간 승진 승격 차등, 경력개발, 과장 등 중간관리자 삭감, 경영간부 육성을 위한 특별프로그램 실시 등이 있는데, 전체 응답 범주 중 수량적 유연화 전략의 측정지표 로서는 비정규직과 외부인재(파견, 하청 등) 활용이 가장 적합하다. 9) 성과주의 인사 제도는 우리가 종속변수로 활용하는 성과주의 임금 제도와 다르다는 점에 주의할 필요가 있다. 동 변수는 설문지에서 귀사는 연령이나 근속보다도 일의 성과나 업 적을 중시하는 성과주의 인사제도를 도입하였습니까?(예, 아니오) 로 측정하고 있으며, 도 입한 경우 그 도입 연도를 질문하고 있다. 개념적으로도 성과주의 인사제도에는 각종 평 가제도 등이 포함되기 때문에 성과주의 임금제도와 구분된다.

40 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 Cowling, 2002). 한편, 제도적 동형화이론에 따르면 규모가 큰 조직은 공중에 노출되는 정도가 높기 때문에 동형화 압력을 많이 받는다(Edelman, 1990). 따 라서 만일 성과주의 임금이 사회적 정당성을 획득한 경우라면 우선적으로 규모 가 큰 기업이 이를 도입할 가능성이 높아진다. 대리인이론과 제도화 이론을 고 려하지 않더라도 규모가 큰 기업은 각종 인사관리 프로그램을 도입해서 운영함 에 있어서 규모의 경제 효과를 누릴 수 있는 이점이 있기 때문에 성과주의 임금 을 도입할 가능성이 높다. 조직규모는 전체 직원 숫자의 자연로그 값을 취하여 분석에 사용하였다. 노동조합도 성과주의 임금의 도입에 영향을 미칠 수 있는 변수이다. 전통적 으로 노동조합은 조합원 사이의 임금격차를 줄이는 것으로 알려져 왔다 (Freeman & Medoff, 1984). 성과급과 관련된 선행연구들도 연대임금 또는 가 능한 평등한 임금과 사용자의 자의적 임금관리 배제를 추구하는 노동조합은 성 과급 도입과 부(-)의 관계가 있을 것으로 예측하고 있다(Brown, 1990; Brown & Heywood, 2005; Heywood et al., 1997). 그러나 다른 측면에서 보면 노동조 합의 효과는 단순히 노동조합의 존재 여부가 아니라 전반적인 노사관계 분위기 에 따라서도 달라질 수 있다는 주장은 노동조합의 효과에 대한 전통적인 연구 (Freeman & Medoff, 1984)에서뿐만 아니라 성과급과 관련된 연구들에서도 제 기되어 왔다(Heywood et al., 1998). 즉 노사관계가 협력적이라면 노동조합이 성과주의 임금의 도입과 부(-)의 관계를 가지지 않을 수 있다는 것이다. 단순히 노동조합의 존재가 아니라 노사관계 상태가 중요하다는 지적은 우리에게 흥미 있는 연구과제를 제시한다. 일본에 비해서 우리나라의 노사관계가 더 적대적이 라는 것은 널리 알려진 사실이다. 그렇다면 성과주의 임금의 도입과 노동조합 의 관계는 한일 양국에 있어서 상이하게 나타날 가능성도 배제할 수 없다. 이러 한 노동조합의 효과를 통제하기 위해 노동조합이 조직된 경우에 1의 값을 부여 한 더미변수를 작성하였다. 설립 이후 지금까지의 존속 연수인 회사의 연령도 성과주의 임금의 도입에 영향을 미칠 수 있다. 한일 양국에서 성과주의 임금은 각각의 조사 시점에서 보면 새로운 임금제도였다. 연령이 오래된 기업의 경우 과거 제도의 관성이 더 크기 때문에 새로운 관행이나 제도의 도입에 늦게 반응할 가능성이 높다. 회사

<표 3> 변수 측정 및 변수의 기술통계 성과주의 임금 도입의 영향요인: 한일 비교(김동배 김정한) 41 한국 일본 측정 내역 (N=1,007) (N=1,102) 평 표준 평 표준 균 편차 균 편차 성과주의임금 5년간 성과주의 임금제도 도입지수 2.41 1.86 2.92 2.00 비정규직 비중 전체 근로자 대비 비정규직 비중(%) 7.87 15.0 23.3 24.6 기술변화 5년간 주력사업의 기술변화 정도(5점) 3.40 0.59 3.89 0.95 혁신전략 5년간 신제품개발, 차별화, R&D속도의 평균값 2.23 0.45 2.38 0.50 수량적유연성 5년간 HRM에서 비정규직활용 중시=1 0.21 0.41 0.64 0.48 산업별확산율 5년전 산업별 성과주의임금 확산율 0.25 0.07 0.17 0.03 모기업압력 모기업/그룹기업이 가장 강한 발언권=1 0.03 0.18 0.23 0.42 규모 근로자수의 자연로그 값 5.79 0.93 6.43 0.94 노동조합 노동조합 조직=1 0.39 0.49 0.54 0.50 회사연령 조사 시점 연도에서 회사 설립연도 차감 23.9 14.7 47.9 30.4 상장사 상장회사=1 0.15 0.36 0.16 0.37 산업 (준거범주= 기타산업) 제조업=1 0.42 0.49 0.36 0.48 전기, 가스, 수도, 건설=1 0.10 0.30 0.08 0.27 도소매, 음식, 숙박=1 0.16 0.36 0.17 0.38 운수, 통신=1 0.10 0.30 0.15 0.36 금융, 보험=1 0.05 0.21 0.06 0.23 기타 산업=1 0.18 0.39 0.18 0.38 연령의 이러한 효과를 통제하기 위해 각각 조사 시점에서 회사 설립년도를 차 감해서 회사 연령 변수를 작성하였다. 일본의 경우 2005년에서 회사 설립연도 를 차감하였고 한국의 경우 2008년에서 설립연도를 차감하였다. 상장사 여부도 회사의 속성과 관련해서 설문지에서 조사한 항목이다. 주식을 거래소에 상장하 고 있는 회사도 공중의 감시에 노출되는 정도가 높기 때문에 동형화 압력을 더 강하게 받을 가능성이 크고, 대리인 문제를 완화하는 성과주의 임금을 도입함 으로써 주주의 이익을 잘 대변한다는 신호를 시장에 보낼 가능성도 높다. 상장 사 변수는 거래소에 상장하고 있는 경우에 1의 값을 부여한 더미변수이다. 마 지막으로 업종은 제조업, 전기 가스 수도 건설업, 도소매 음식 숙박업, 운수 통신업, 금융 보험업, 기타 산업의 6개 범주인데 기타 산업을 준거 범주 로 5개의 더미변수를 작성하여 분석에 사용하였다. 이상에서 설명한 종속변수 와 독립변수의 측정 내역과 기술통계치를 정리한 것이 <표 3>이다. <표 4>는 변수간 상관관계를 정리한 것이다. 비교를 위해서 한국과 일본의

42 노동정책연구 2011년 제11권 제1호 분석 결과를 하나의 표에 제시하였다. 대각선을 기준으로 우측 상단은 일본 (N=1,102)의 분석 결과이며, 좌측 하단은 한국(N=1,007)의 분석 결과이다. 우 선 한국의 경우를 살펴보면 우리가 설정한 독립변수들은 모두 성과주의 임금과 통계적으로 유의한 정(+)의 상관관계가 있다. 통제변수의 상관계수도 우리가 예상한 바와 같은 방향성을 보이고 있다. 이처럼 한국의 경우 독립변수 및 통제 변수와 성과주의 임금 간의 관계는 대체로 우리가 예측한 바와 동일한 결과를 보여주고 있다. 일본의 경우 독립변수 중에는 비정규직 비중과 모기업의 압력을 제외하면 우 리가 예상한 바와 같은 관계가 나타나고 있다. 통제변수의 경우를 살펴보면 규 모와 상장회사는 예상과 동일한 관계를 보이지만 회사 연령과 노동조합은 유의 한 관계를 보이지 않고 있다. 앞서 한일 양국에서 노동조합의 효과는 상이할 수 있다는 점을 검토했는데, 한국의 경우 노동조합은 성과주의 임금의 도입과 유의한 부(-)의 관계가 나타난 반면, 일본의 경우에는 통계적으로 유의한 관계 가 나타나지 않으며, 계수의 방향도 정(+)이어서 한국과 대조적인 결과를 보여 주고 있다. <표 4> 변수 간 상관관계 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 1. 성과주의임금 0.027 0.130 0.080 0.078 0.075-0.014 0.176 0.028 0.012 0.083 2. 비정규직비중 0.078 0.009-0.017 0.051-0.055 0.019 0.328-0.129-0.130-0.009 3. 기술변화 0.199-0.008 0.229 0.066 0.087-0.058 0.053 0.021 0.004 0.020 4. 혁신전략 0.113-0.092 0.235 0.125-0.001-0.064 0.158 0.054 0.086 0.171 5. 수량적유연화 0.168 0.342 0.005-0.061-0.004 0.049 0.046 0.026-0.039-0.018 6. 산업별확산율 0.237 0.270 0.062-0.087 0.276 0.007 0.029-0.021-0.043 0.025 7. 모기업압력 0.089 0.057 0.012-0.022 0.043 0.088-0.044 0.083-0.295-0.164 8. 로그규모 0.162 0.237 0.082 0.062 0.178 0.102 0.041 0.216 0.152 0.416 9. 노동조합 -0.063-0.003-0.037 0.014 0.084-0.137 0.041 0.322 0.249 0.137 10. 회사연령 -0.076-0.007-0.060-0.009 0.040-0.063-0.032 0.257 0.395 0.205 11. 상장회사 0.075-0.003 0.051 0.103 0.047 0.006-0.014 0.346 0.255 0.381 주: 한국(대각선 하단)의 경우 r >=0.113, p<.001, r >=0.082, p<.01, r >=0.062, p<.05; 일본(대각선 상단)의 경우 r >=0.125,p<.001, r >=0.078,p<.01, r >= 0.064, p<.05(양측 검증).