1 - 패널자료를 이용한 기업규모간 임금격차분석 1. 서론 조동훈(한림대학교 경제학과) 1990년대 이후 민주화 운동과 1997년의 외환위기를 겪으면서 우리 산업 구조는 저비용 구조에서 임금의 고비용 구조로 급속도로 전환되었다. 사회 전반에 확산되는 양극화 현상은 중소기업과 대기업간 근로자의 임금격차의 차이에서도 발견되는 현상이다. 기업체 규모별 임금격차를 살펴보기 위하 여 기업체를 종사근로자수에 따라 중소기업(근로자수 10-299인)과 대기업 (근로자수 300인 이상)으로 구분하여 살펴본 결과를 아래 <그림1>에서 농 림어업, 공공교육기관 및 공공행정기관에 종사하는 근로자를 제외한 모든 산업에 종사하는 근로자의 임금격차(중소기업과 대기업) 변동추이를 보여 주고 있다. [그림1] 규모별 임금격차 변동추이 1.60 1.50 1.40 1.30 1.20 1.10 1.00 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 주: 1) 규모별 임금격차는 각해년도 대기업(300인 이상)에 종사하는 근로자의 월평균 임금총액(명목임금기준)을 중 소기업(10-299인)에 종사하는 근로자의 월평균 임금총액을 나누어준 수치임. 실질임금을 사용했을 경우에도 결과는 동일함. 2) 중 소기업과 대기업 근로자의 평균임금총액은 각 세부 기업체 규모별-10-29 인, 30-99인, 100-299인, 300-499인, 500인 이상-월평균 임금과 종사자 비율을 가중 평균한 값임. 1999년 이후에 조사된 5-9인 기업체 규모 자료는 1999년 이 전자료와의 통일성 문제로 인하여 고려대상에서 제외됨. 자료: 노동부, 매월노동통계조사 각년도 재구성
2-1986년도 기준 대기업과 중소기업 근로자의 임금격차(명목임금기준)는 9% 수준 이였으나, 그 이후로 임금격차는 꾸준히 증가하여 2005년에는 49%까지 증가하였다. 시기별로 살펴보면 1980년대 말에 기업규모간 임금 격차가 급격히 증가한 후에, 1990년대 말까지는 완만한 증가를 보여 왔다. 이는 대기업 중심의 노동조합 활동과 급속한 기술진보를 통한 노동생산성 의 증가가 임금상승을 주도한 것으로 보인다. 2000년대 들어서 임금격차가 다시 큰 폭으로 상승하여 대기업과 중 소기업간의 임금불균등 정도를 심 화시키는 양극화 현상을 초래하였다. 근로자의 임금수준은 기본적으로 근로자가 생산하는 순부가가치 혹은 노동생산성에 비례하여 결정되는 부분이 크다고 할 수 있다. 따라서 기업 규모간 임금격차를 분석함에 있어서 기업규모별 노동생산성 차이를 비교분 석하는 것은 필수적이다. 자본축적이나 기술수준에 있어서 대기업은 중소 기업에 비해 우월한 지위에 있는 것이 사실이고, 이로 인해 동일 노동투입 량에 대해서 대기업에 종사하는 근로자의 노동생산성이 중소기업에 종사하 는 근로자 보다 높을 수밖에 없다. 그러나 실증분석에서 근로자 각 개인의 노동생산성을 측정하는 것은 거의 불가능하기 때문에 본 연구에서는 관측 되는 근로자의 특성을 충분히 고려하여 실제로 동일한 수준의 인적자본을 소유한 근로자의 임금이 기업규모에 따라서 얼마나 차이가 나는 지를 실증 분석해 보고자 한다. 기업규모간 임금격차를 분석함에 있어서 연구자가 관찰 할 수 있는 근 로자의 특성은 대개 개인의 교육수준, 근속년수, 노동조합 가입여부, 근로 자가 속한 직종 및 산업 등이 다수를 차지한다. 물론 이런 변수들이 임금 을 결정하는 중요한 요인이기는 하나 이외에도 임금에 영향을 줄 수 있는 중요한 요인들을 실제로 통제하지 못하는 것이 사실이다. 본 연구는 관측 되지 않는 근로자의 특성과 기업체 선택과의 상관관계로 인한 내생성 문제 를 고려하기 위해서 패널자료를 사용하여 기업규모간 임금격차를 분석하고 자 한다. 보이지 않은 능력이나 생산성이 높은 근로자가 만일 체계적으로 대기업에 종사한다면 이를 고려하지 않은 중소기업과 대기업간 근로자의 임금격차는 과대추정하는 편이를 초래하게 될 것이다. 근로자의 관측되지 않는 특성이 시간에 흐름에 따라 고정되어 있다면 패널자료를 통해서 기업 규모간 직장을 이동한 표본을 분석하는 고정효과 모델을 통해서 횡단면 분 석이 초래하는 내생성문제를 적절히 고려 할 수 있다. 고정효과 모델을 통 해서 추정한 기업규모간 임금격차는 횡단면 분석과 비교해서 그 크기가 작 게는 20%에서 크게는 70%까지 감소하여 횡단면분석의 추정결과는 상당부 분 상향편이(upward bias) 되었음을 보여주고 있다.
3-2. 기존연구 먼저 본 연구의 실증분석에 앞서 기업체 규모간 임금격차에 대한 기존 의 국내외 연구를 정리해 보기로 하자. 기업규모간 임금격차를 설명하는 다양한 가설을 요약한 Brown & Medoff (1989) 와 Oi & Idson (1999)의 경우를 참고로 하여 정리해 본다. 기업규모간 임금격차 원인에 대해 고전 주의 경제학파에서 제시하고 있는 가장 대표적인 설명은 중소기업과 대기 업에 종사하는 근로자의 질이 다르다는 이론에 근거하고 있다. 이는 사전 적으로 능력이나 생산성이 높은 근로자를 고용하거나 혹은 대기업이 중소 기업에 비해 직장내 직업훈련을 통해서 사후적으로 근로자의 생산성을 증 가시켜 임금격차가 발생한다는 이론이다. 여기서 대기업이 능력이 높은 근 로자를 고용하려는 원인에 대해서 Hamermesh (1980)는 자본과 노동의 보 완성 관계를 그 근거로 제시하고 있다. 즉 자본이 집중되어 있는 대기업의 경우 자본과 노동력 사이에 양의 보완성이 존재한다면 능력이 높은 근로자 를 고용하는 것이 자본을 효율적으로 사용하는 방법인 것이다. 고전주의 경제학파에서 제시하는 대기업이 고능력 근로자를 고용하는 또 다른 이유 는 대기업의 높은 감시비용(monitoring cost)에 기인한다는 것이다. Oi (1983)의 연구에서 대기업인 경우 주어진 노동공급에서 감시비용을 줄이기 위해서 기업가가 능력이 높은 근로자를 선호한다는 것이다. 대기업 의 관리자는 중소기업에 비해 상대적으로 능력이 높은데, 이들은 임금체계 에 있어서 고정급 보다는 근로자의 성과(performance)에 주로 의존하는 성 과급제를 선호한다는 것이다. 이는 노동시장에서 능력이 높은 근로자에게 더 큰 유인이 되기 때문에 생산성이 높은 개인들이 대기업을 선호한다는 이론이다. 다음으로 제시되는 가설은 기업내에서 근로자에 대한 여러 가지 규제와 빠듯한 근로일정이 대기업에서 심하며 이는 높은 임금으로 보상받 는 다는 이론이다 (Stafford 1980). 하지만 현재 노동시장 현실에서 근로환 경이 과연 중소기업에 비해서 대기업이 열약하다고 할 수 있는지는 강한 의구심이 든다. 다음으로 제도주의적인 관점에서 기업규모간 임금격차를 설명하는 방법 에 대해서 논의해 보고자 한다. 가장 대표적인 시각이 대기업의 경우 노동 조합이 조직되는 것을 회피하기 위해서 노동조합이 마치 결성되어 있는 것 처럼 근로자에게 상당한 수준의 임금프레미엄을 지급한다는 것이다. 기업 의 입장에서는 노동조합이 결성되면 노조원들의 임금상승 요구뿐만 아니라 더 많은 상여금, 근로환경 개선압박, 경영권 참여 등등 노동조합의 요구를 받아들이는 비용보다는 높은 임금을 아예 지불함으로써 노동조합 결성자체 를 회피하는 전략이 더욱 선호된다는 것이다 (Freeman & Medoff 1984).
4 - 노동조합의 위협효과(union threat effect)라고 불리기도 하는데 이는 실증 적으로 산업이나 직종을 노동조합 조직률에 따라 표본을 나눈 후에 노동조 합 조직률이 높은 산업에서 즉 노동조합의 위협효과가 높은 직장에서 기업 규모간 임금격차가 다른 산업에 비해서 높은 지를 쉽게 추정해 볼 수 있 다. 제도주의적 설명가운데 다른 접근은 대기업이 특정 산업내에서 독점적 지위(monopoly power)를 누림으로써 기업규모간 임금격차가 존재한다는 것이다 (Mellow 1982). 특정 산업에서 독점이윤을 창출하는 대기업이 그 이윤을 근로자에게 높은 임금으로 지불한다는 설명인데 여전히 동일한 생 산성을 소유한 근로자에게 왜 높은 임금을 지불하는지에 대한 근본적인 질 문에는 답변하지 못하고 있다. 다른 하나의 흥미로운 설명은 효율임금가설 (efficiency wage hypothesis)에 기초하고 있다. 앞에서 설명한 감시비용과 비슷한 문맥에서 설명할 수 있는데 기본적으로 근로자는 자신의 노력을 100% 투입하기를 꺼려한다. 이를 방지하기 위해서 시장임금보다 높은 임 금을 부여하고 만일 직장에서 태만이 발견될 경우 높은 벌칙을 부과하는 임금체계를 만들어서 근로자로 하여금 자발적으로 노력을 하도록 유도하는 것이다 (Eaton & White 1983). 또한 높은 임금을 받는 근로자는 직장에서 만족감을 가지고 이직을 적게 함으로써 기업이 종업원을 훈련시키는 비용 을 낮춘다는 설명도 여기에 그 기반을 두고 있다. 그러나 Schaffner (1996) 의 연구에서 대기업이 시장임금보다 높게 지급하는 전략이 근로자의 태만 을 줄이는지에 대해서 의구심을 제기하고 있다. 페루에 대한 그의 실증분 석에서 대기업 근로수준의 기준이 중소기업보다 높고 이로 인한 고임금은 효율임금가설과는 상관이 없다고 주장하고 있다. 결국 대기업에서 근로자에게 상대적으로 고임금을 지불하는 것은 국내 외를 막론하고 인정되는 현실이다. 발견되는 기업규모간 임금격차 가운데 근로자의 특성의 차이에 의한 부분이 얼마인지를 규명하는 것이 실증분석 의 핵심에 있다. 이때 관측되는 근로자의 특성뿐만 아니라 관측되지 않는 근로자의 특성을 모두 고려하는 것이 또한 중요하다. 이런 관점에서 최근 의 연구들은 패널자료를 활용하여 이를 통제하고자 하는 방법을 취하고 있 다. Evans & Leighton (1989)의 연구는 미국의 대표적인 패널자료인 National Longitudinal Survey (NLS) of Young Men 의 자료를 사용하여 발견되는 중소기업과 대기업의 임금격차 가운데 약 60%정도가 근로자의 특성의 차이에 기인한다고 주장하고 있다. Winter-Ebmer & Zweimuller (1999)의 스위스 연구에서는 마찬 가지로 스위스 패널자료를 활용하여 관 측되는 기업규모간 임금격차의 절반정도가 근로자의 특성의 차이라고 설며 하고 있다. 이를 종합해 보면 기업규모간 임금격차의 상당부분이 (관측되
5 - 지않는) 근로자의 특성의 차이임을 보여주고 있으나 여전히 절반정도의 부 분이 설명되지 못하고 있는 실정이다. 국내에서의 기업규모간 임금격차는 박훤구(1981)의 연구를 시작으로 간 헐적으로 전개되었다. 1980년대와 1990년대 초반까지는 이에 대한 연구가 뜸하였고 1990년 중반이후 기업규모 임금격차에 대한 연구가 다시 진행되 기 시작하였다. 김대모.유경준(1996)의 연구는 모기업과 협력업체간의 임금 격차에 초점을 맞추어 기업규모간 임금격차가 독과점적 시장구조에 있다고 주장하고 있다. 황호영(1996)의 연구는 기업체 규모간 임금격차를 Oxaca & Blinder 의 분해요법을 사용하여 관측되는 임금격차의 약 60%정도가 근 로자의 특성의 차이에 기인한다고 주장하고 있다. 허식(2001)의 연구는 경 기변동과 기업규모간 임금격차와의 관계를 실증 분석하여 경기 상승시 기 업규모간 임금격차가 증가함을 보여주고 있으며 정부의 인위적인 정책에 문제점을 제기한다. 본 연구는 기존의 국내연구와는 차별적으로 패널자료 를 활용하는 고정효과 모델을 사용하여 기존의 국내연구가 간과하는 관측 되지 않는 근로자의 특성과 직장선택과의 내생성문제를 통제하여 기업규모 간 임금격차의 크기를 정확히 추정하는데 그 목적을 둔다. 3. 자료분석 본 연구에서는 한국노동연구원에서 매년 조사하는 한국노동패널조 사 1998년부터 2006년까지 9개년도 자료를 사용하였다. 한국노동패널 조 사는 도시지역에 거주하는 한국의 가구와 가구원을 대표하는 패널조사로 1998년도에 전국 5,000가구의 가구원 13,321명에 대하여 조사를 시작하였 다. 그 이후 조사에서도 원표본 가구 유지율이 75% 이상을 유지하는 높은 성공률을 보여주고 있다. 한국노동패널조사는 임금결정과 관련된 유용한 정보들을 제공하고 있는데 이에는 근로자가 속한 기업체 규모 등이 포함되 어 있다. 특히 기업체 규모와 노동조합 가입여부와의 높은 상관관계를 고 려할 때 노동조합여부를 통제하는 것이 기업체 규모 임금효과를 정확히 추 정하는데 매우 중요하다(Miller and Mulvey 1996). 본 연구에서는 지난 9 년간 주된 일자리(main job)에서 주당 35시간 이상 근무한 상용직 임금근 로자를 대상으로 하였다. 임금변수는 월평균 임금에서 주당 근로시간을 고 려하여 매년 소비자물가지수로 나누어준 실질 시간당임금을 사용하였고 월 40 만원 이하의 근로자, 약 임금근로자 가운데 하위 1%의 표본을 제외하 였다. 본 연구에서 사용된 최종 표본의 크기는 20,781개 이며 관측된 개인 근로자의 수는 4.689 명으로 개인당 약 4.4 개의 관측치가 분석에 사용되었 다.
6 - 기업체 규모 임금효과를 측정하는데 있어서 기업체 규모에 대한 정의를 명확히 하는 것이 중요하다. 한국노동패널조사에서 매년 개인에게 기업체 규모를 묻는 설문내용이 다음과 같다. 현재 일하고 계시는 곳(직장)의 회 사 전체 종업원 수는 얼마나 됩니까? 본사, 지사, 지점, 공장, 현장 등을 모두 합해서 말씀해 주십시오. 단 그룹사의 경우는 해당 계열사만 응답해 주십시오. 이 설문내용에 따르면 노동패널에서 근로자가 속한 직장의 규모 를 측정하는 방법은 사업체 규모라기보다는 근로자가 속한 직장 전체에 대 한 기업체 규모임을 알 수 있다. 본 설문에 대해 각 응답자는 구체적인 숫자를 표기하도록 하였는데 정 확한 종업원수를 표기하지 못했을 경우 다음과 같은 범주가운데 가장 근접 한 것을 선택하도록 하였다. 기업체 규모 범주는 (1) 1~4인 (2) 5~9인 (3) 10~29인 (4) 30~49인 (5) 50~69인 (6) 70~99인 (7) 100~299인 (8) 300~499인 (9) 500~999인 (10) 1,000인 이상 (11) 잘모르겠다로 구분되어 졌다. 기업체 규모에 대한 연속적 변수와 범주적 변수를 사용하여 기업체 종업원수 규모 에 따라 (1) 1~9인 (2) 10~29인 (3) 30~99인 (4) 100~299인 (5) 300~999인 (6) 1000인 이상의 6개의 범주로 나누었다. 이상의 6개 범주에 따른 근로자가 속한 기업체 규모별 분포가 <표 1> 에서 보여주고 있다. 전체표본 18,903개 가운데 근로자수가 10인 미만인 소 규모 기업체의 분포가 가장 많은 4,067개로 분석표본 가운데 22.5%를 차지 하고 있다. 다음으로 근로자수 1,000인 이상의 기업체가 21.5%, 근로자수 30~99인이 18.2% 그리고 10~29인이 17.5% 순서를 보여주고 있다. 100인 미 만을 기준으로 그 이하의 종업원수를 보유한 기업체 규모는 무려 58.2%를 차지하고 있으며 300인 미만을 중소기업으로 정의하면 그 분포의 크기는 69.3%에 이르고 있다. 이는 국내노동시장에 있어서 중소기업이 차지하는 고용의 비중이 대기업에 비해 높게 나타남을 보여주고 있다. <표 1> 기업체 규모별 분포 기업체 규모 총표본수 분포 1~9인 4,067 22.5 10~29인 3,174 17.5 30~99인 3,294 18.2 100~299인 2,016 11.1 300~999인 1,651 9.1 1000인 이상 3,891 21.5 표본크기 18093 100 자료: 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998-2006 (단위: %, 개)
7 - 다음으로 <표 2>에서 기업체 규모별로 노조기업과 비노조기업에 대한 분포가 나타나 있는데 기업체 규모가 대기업인 경우 노동조합이 조직될 확 률이 높게 나타남을 볼 수 있다. 10인 미만의 소기업의 노동조합 조직비율 은 겨우 1% 수준이며 10~29인의 경우 5%, 그리고 근로자 수가 30~99인 기 업체의 경우 노조가 조직된 비율이 17%에 머무르고 있다. 이 비율은 기업 체 종사자수가 100인을 넘어서면서 급격히 증가하는데 100~299인의 경우 40%이며 300~999인 59%, 그리고 1,000인 이상 대기업에서는 68%의 기업 에 노동조합이 조직되어 있는 것으로 나타난다. 결국 본 연구에서 분석하 고자 하는 기업체 규모와 근로자의 임금수준과의 관계에서 순수한 기업규 모 효과를 통제하기 위해서 기업규모와 상관관계가 매우 큰 기업의 노조조 직 여부를 통제하는 것이 매우 중요하다. 이를 회귀분석에서 적절히 통제 하지 못하면 기업체 규모 임금효과는 과대추정(overestimates)될 확률이 매 우 높다. 본 연구가 사용하는 한국노동패널자료에서 근로자의 노조가입여 부에 대한 정보는 매우 유용하다고 할 수 있다. <표 2> 기업규모와 노조기업 분포 (단위: %,) 기업체 규모 노조기업 비노조기업 1~9인 0.01 0.99 10~29인 0.05 0.95 30~99인 0.17 0.83 100~299인 0.40 0.60 300~999인 0.59 0.41 1000인 이상 0.68 0.32 자료: 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998-2006 기업체 규모별로 근로자의 다양한 인적특성을 비교해 봄으로써 근로자 의 인적특성과 직장선택에 있어서 기업규모와의 상관관계를 유추해 볼 수 있다. 먼저 <표 3>에서 기업체 규모별로 연령, 성별분포, 학력수준, 결혼여 부, 그리고 근속년수에 대한 다양한 정보를 보여주고 있다. 근로자의 평균 연령에 있어서는 기업체 규모별로는 큰 차이가 나지 않는 반면에 기업체 규모가 증가할수록 여성근로자의 비율은 감소하는 패턴을 보여주고 있다. 예를 들어 10임 미만 기업체에 종사하는 여성근로자의 비율은 47%인데 반 해서 10인 이상 기업체인 경우 여성근로자의 비율이 30%대로 낮아지며 특 히 1,000인 이상 대기업체에 종사하는 여성의 비율은 27%로서 최저치를 보여주고 있다. 여성과 남성근로자의 성별임금격차가 다른 구미선진국에 비해 현저히 존재하는 국내노동시장을 감안해 볼 때, 상대적으로 임금수준
8 - 에서 취약부문인 중소기업에 여성의 고용이 많다는 점은 우리에게 시사하 는 바가 크다. 다음으로 근로자의 결혼여부와 기업체 규모와의 관계에서는 중소기업에 서 미혼근로자의 비율이 대기업에 비해 상대적으로 높게 나타난다. 예를 들어 10인 미만 기업체에 종사하는 근로자의 기혼비율이 50% 수준인데 반 해 300인 이상 대기업에서는 그 비율이 37-38% 수준에 이르고 있다. 여기 에는 다양한 원인이 있겠으나 기업체 규모별 여성인력의 분포에서 그 힌트 를 찾아 볼 수 있다. 여성이 결혼이나 출산이후 정규직 혹은 공식부문으로 재진입이 어려운 경우 소규모 영세업체와 같은 부문의 노동시장에 재진입 하는 경향이 그 원인 중에 하나로 추측된다. <표 3> 기업체 규모별 인적특성 (단위: %, 년, 개) 1~9 10~29 30~99 100~299 300~999 1000 이상 연령 35.8 37.4 37.7 37.7 36.0 36.0 여성 0.47 0.37 0.34 0.29 0.33 0.27 결혼여부 0.50 0.43 0.39 0.38 0.37 0.38 학력 12.1 12.4 12.7 13.1 13.8 13.8 근속년수 3.5 4.2 5.5 5.8 7.1 8.9 표본크기 4,028 3,130 3,167 1,956 1,616 3,769 자료: 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998-2006 근로자의 학력수준과 기업체 규모별 특성에 있어서는 근로자의 평균 학 력수준이 기업체 규모가 증가 할수록 현저히 증가함을 살펴 볼 수 있다. 10인 미만 기업체에 종사하는 근로자의 평균 교육년수는 12.1년이나 100인 이상 기업체 종사자의 평균 학력수준은 13년을 초과하고 있으며 1,000인 이상 대기업의 경우는 거의 14년에 육박하고 있다. 그리고 현직장에서의 평균근속년수에 있어서도 학력수준과 마찬가지로 기업체 규모의 증가와 근 속년수의 증가는 밀접한 상관관계가 있음을 발견 할 수 있다. 예를 들어 10인 미만 기업체에 종사하는 근로자의 평균 근속년수는 3.5년인데 반해서 기업체 규모가 증가 할수록 근속년수는 증가하여 300~999인 7.1년 그리고 1,000인 이상 기업체 규모에서는 평균 근속년수가 무려 8.9년임을 보여주고 있다. 이는 여러 가지 면에서 해석할 수 있는데 우선 대기업인 경우 근로 자에게 직장의 안정성을 보장해준다고 할 수 있다. 즉 정규직 위주의 고용 형태와 노동조합의 역할 등이 그 중요 원인이라고 볼 수 있다. 기업체 규모별로 근로자의 근로환경을 근로시간, 임금을 중심으로 <표 4>에서 제시하고 있다. 대기업일수록 근로자의 월평균임금이 상당히 증가
9 - 함을 알 수 있다. 실증분석에서 필요한 시간당임금을 계산하기 위하여 우 리는 근로자의 월평균 근로시간에 대한 정보가 필요하다. 한국노동패널에 서 조사하는 근로시간은 주당 근로시간인데 이에 한달 평균 4.3주를 고려 하여 월근로시간을 추정하였다. 발견되는 흥미로운 패턴은 대기업일수록 월근로시간이 감소한다는 점이다. 대기업일수록 월평균 임금의 증가와 월 평균 근로시간의 감소는 월평균 임금을 월평균 근로시간으로 나누어 추정 한 시간당 임금의 기업규모간 괴리를 증폭하는 결과를 초래한다. <표 4> 기업체 규모별 임금수준 및 근로시간 1~9인 10~29인 30~99인 100~299 인 (단위: 만원, 시간) 300~999 인 1000인 이상 월평균임금 124.8 146.5 159.1 171.3 198.0 226.3 월근로시간 232.8 227.2 227.8 227.6 221.2 215.5 시간당임금 0.552 9 0.664 5 0.728 2 0.789 4 0.940 0 1.088 5 로그시간당임금 3.91 4.07 4.14 4.21 4.38 4.54 표본크기 4028 3130 3167 1956 1616 3769 자료: 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998-2006 주: 모든 임금수준은 각년도 물가지수로 디플레이트한 실질수준임. 4. 대기업 종사 결정요인 분석 우리는 앞에서 기업체규모별로 근로자의 다양한 특성들을 비교분석해 보았다. 이를 종합하여 각 개인의 특성들이 근로자의 기업규모 종사여부에 영향을 주는 실증분석을 시도하고자 한다. 먼저 전체기업규모를 종사자수 100인을 기준으로 하여 100인 이상기업에 종사하는 확률을 근로자의 특성 과 산업변수를 넣어 추정한 결과를 살펴보자. 이 추정을 위해서 프로빗 모 델과 로짓 모델을 동시에 사용하였는데 이 두 모델간 추정결과의 차이가 거의 없으므로 프로빗 추정결과에 의거해서 해석하고자 한다. 나이가 고령 자 일수록 100인 이상 기업에 종사할 확률이 높았는데 그 효과의 크기는 매우 작은 것으로 나타났다. 교육년수가 높을수록 대기업에 종사하는 확률 이 높았는데 교육년수 1년의 증가는 100인 이상 기업에 종사확률을 약 4% 증가시키고 있다. 여성의 경우는 동일한 인적특성의 남성근로자에 비해 100인 이상 기업에 종사할 확률이 3.6% 낮은 것으로 추정되어진다. 추정모 델에서 고려된 인적속성 외에 근로자가 속한 산업이 기업체 규모 종사형태 에 미치는 효과는 매우 뚜렷한 것으로 나타났다. 제조업을 기준으로 했을 경우 전기.운수.통신업과 금융.보험.임대업에 종사했을 경우 100인 이상 기 업에 근로할 확률이 각각 22.4%와 23.7% 높게 나타났다. 이외 산업에서는
10 - 제조업에 비해 100인 이상 기업 종사확률이 통계적으로 낮게 나타났다. <표 5> 대기업종사 결정요인 분석 Probit Logit 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 나이 0.002** (0.000) 0.002** (0.000) 교육년수 0.040** (0.002) 0.042** (0.002) 여성 -0.036** (0.009) -0.038** (0.009) 광업. 건설 -0.192** (0.014) -0.191** (0.013) 전기.운수.통신 0.161** (0.015) 0.164** (0.016) 도소매 -0.139** (0.012) -0.142** (0.012) 숙박.음식점업 -0.224** (0.018) -0.223** (0.018) 금융.보험.임대 0.237** (0.016) 0.242** (0.017) 공공서비스 -0.173** (0.012) -0.175** (0.012) 사업서비스 -0.176** (0.012) -0.177** (0.012) 기타서비스 -0.229** (0.014) -0.228** (0.014) 시간더미 yes yes 지역더미 yes yes Log likelihood -10652.02-10645.18 R-sqs 0.1117 0.1123 표본 17,666 17,666 주: 괄호안의 값은 표준오차(standard error)이며 이분산(heteroskedasticity)을 고려하였다. 기준이 되는 산업은 제조업임. 모든 추정계수는 한계효과(marginal effects)임. * 통계적으로 1%에서 유의함 ** 통계적으로 5%에서 유의함 자료: 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998-2006 5. 기업체 규모임금효과 횡단면 분석 본 장에서는 먼저 횡단면 회귀분석을 통한 기업체 규모의 임금을 추정 해 보고자 한다. 기업체 규모를 종사하는 기업체 종업원수 규모에 따라 (1) 1~9인 (2) 10~29인 (3) 30~99인 (4) 100~299인 (5) 300~999인 (6) 1000인 이 상의 6개의 범주로 나누었다. 이 가운데 10인 미만을 기준그룹으로 설정하 여 5개의 기업체 더미변수를 횡단면 임금추정식에 근로자의 다양한 특성과 같이 독립변수로 넣어 주었다. 이외에도 년도더미변수, 직종더미변수, 산업 더미변수, 그리고 지역더미변수도 동시에 고려해 주었다. 임금추정식의 결 과를 아래 <표 6>에서 살펴보면 교육년수 1년의 증가는 근로자의 임금을 5.1% 증가시키는 것으로 나타나며 나이의 증가가 임금상승에 미치는 효과 는 적은 것으로 나타났다. 이와는 대조적으로 근속년수 1년의 증가가 임금 상승에 미치는 효과 2.0%에 이르고 있으며 여성의 경우 관측되는 동일한 속성 의 남성근로자에 비해 임금격차가 26.9% 나타나는 것으로 추정되었다. 결혼한 근로자가 미혼에 비해 임금이 13.1% 높은 것으로 나타났다. 다음으 로 본 연구의 관심이 되는 기업체 규모별 임금효과 추정계수들을 살펴보면
11-10인 미만 소기업을 기준으로 해서 10~29인 경우는 근로자의 임금상승폭이 8.6%, 30~99인 기업체의 경우 9.2%, 100~299인 기업체 10.3%, 300~999인 19.1%, 그리고 1,000인 이상 기업체의 경우는 무려 26.6% 의 임금상승을 보여주고 있다. 즉 기업체 규모가 커질수록 근로자의 임금도 상승하며 그 폭도 증가하는 것으로 나타난다. 물론 후에 살펴보겠지만 횡단면 추정계수 는 관측되는 않는 근로자의 특성과 기업체 선택과의 상관관계가 존재할 확 률이 매우 높기 때문에 상당한 정도의 편이가 존재하는 것으로 추측할 수 있다. <표 6> 기업체규모 임금효과 추정식 OLS OLS 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 교육년수 0.051** (0.001) 0.047** (0.001) 나이 0.003** (0.000) 0.004** (0.000) 근속년수 0.020** (0.000) 0.019** (0.001) 노동조합 0.055** (0.007) 0.066** (0.007) 여성 -0.269** (0.006) -0.263** (0.006) 기혼 유배우 0.131** (0.006) 0.131** (0.006) 기업체규모 10~29인 0.086** (0.009) 0.091** (0.009) 30~99인 0.092** (0.009) 0.105** (0.009) 100~299인 0.103** (0.011) 0.120** (0.011) 300~999인 0.191** (0.012) 0.198** (0.012) 1,000인 이상 0.266** (0.010) 0.252** (0.011) 년도더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 대분류 세분류 지역더미 yes yes R-sqs 0.6098 0.6347 표본 20,781 20,781 주: 괄호안의 값은 표준오차(standard error)이며 이분산(heteroskedasticity)과 시계열상관 (serial correlation)을 고려하였다. 기업체규모 더미효과에서 기준그룹은 종업원수 10인 미만인 기업임. * 통계적으로 1%에서 유의함 ** 통계적으로 5%에서 유의함 자료: 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998-2006 <표 6>의 오른쪽 열에 있는 추정결과는 각 기업이 산업내에서 누리는 독점적 이윤을 통제하고자 세분류(three digit level)하에 산업더미 변수를 통제한 결과이다. 산업변수를 9개의 대분류하에서 통제한 추정결과와는 크 게 차이가 나지 않는 것으로 나타난다. 즉 세분류 산업을 통제한 후에 추 정된 기업체 규모더미 변수가 대분류 산업더미 통제 결과와 대동소이한 것 으로 나타나는데 이는 대기업이 중소기업에 비해 높은 임금을 주는 이유가 대기업이 산업내에서 누리는 독점적 이윤에서 비롯된 것이라고 단정 짓기
12 - 는 힘든 것으로 나타난다. 패널 분석 신고전학파모델에서는 동일한 기술수준을 보유하고 있는 근로자들은 동일한 임금을 받는 것을 기술하고 있다. 그러나 기존의 연구가 사용하는 횡단면 분석에서는 관측되지 않는 특성과 임금과의 관계를 고려하지 못하 는 단점이 있다. 따라서 기업규모간 임금격차를 실증분석 하는데 있어서, (특히)관측되지 않은 근로자의 특징들과 중소기업 혹은 대기업으로의 선택 사이의 상관관계를 통제하는 것이 매우 중요하다. 전통적 횡단면분석 임금 방정식에 추정하는 기업규모의 임금효과는 개인 근로자 임금에 영향을 줄 수 있는 다양한 변수들 - 예를 들어 교육수준, 근속년수 - 을 통제하고 기 업규모 더미변수를 고려하는 아래와 같은 방정식을 추정하여 구한다. Y i = β 0 + β 1 Z i + β 2 X i + ε i (1) 식 (1)에서 Y i 는 각 근로자가 받는 시간당 로그임금이며, Z i 는 개인이 속한 기업체 규모를 나타내는 더미변수, X i 는 개별 근로자의 임금을 결 정하는 개인 및 직장의 속성들이며 ε i 는 에러항(error term)이다. 이때 기 업체더미변수 추정계수 β 1 가 불편추정값(unbiased estimates)이 되기 위 한 중요한 요건중의 하나는 에러항과 기업체규모 선택과 상관관계가 없어 야 된다는 것이다. 즉 통계학적으로 Cov(Z i, ε ) i = 0 이 되어야 한다. 그러 나 개인의 관측되지 않는 속성에 따라 기업체 규모 선택여부가 체계적으로 결정된다면 횡단면분석에서 OLS 방법으로 추정된 기업체더미 계수값은 편 이를 가질 수밖에 없다. 만일 생산성이 혹은 기술수준이 높은 근로자들이 평균적으로 대기업 직장을 선호한다면 횡단면 임금방정식에서 추정된 대기 업 임금효과의 크기는 과대평가(over-estimated)된 값이 될 것이다. 관측되지 않는 근로자의 특성과 기업체 규모선택의 상관관계로 발생하 는 내생성문제(endogenous problem) 문제를 해결하기 위해서 본 연구는 패널자료를 활용하고자 한다. 기존의 연구에서 주로 이 문제를 해결하기 위해 사용했던 방법은 근로자의 임금수준에는 영향을 주지 않으면서 기업 체 선택에 영향을 주는 변수를 찾아 그것을 도구변수로 활용하는 Heckman-Lee의 2단계 추정방법이다. 그러나 현실적으로 이런 연구에서 도구변수를 발견하기는 거의 불가능하다. 기업체규모의 임금효과 분석에서 결국 중요하게 고려되어야 하는 부분이 근로자의 자기선택의 문제인데 패 널자료가 존재하는 경우 고정효과 모델을 사용하여 근로자의 관측되지 않 는 특성과 직장선택과의 상관관계의 내생성 문제를 효과적으로 치료하는
13 - 방법인 것이다. 먼저 패널자료는 시간의 흐름에 따른 개인의 여러 정보들을 분석하는 것이므로 앞의 임금방정식 (1)에서 시간을 고려한 아래의 방정식으로 표현 될 수 있다. Y it = β 0 + β 1 Z it + β 2 X it +β 3 Z t + μ i + ε it (2) 식 (2)에서 Y it 는 각 근로자가 어느 일정시점에서 받는 시간당 로그임금 이며, Z it 는 시점 t 에서 개인의 기업체규모를 나타내는 더미변수, X it 는 개별 근로자의 임금을 결정하는 개인 및 직장의 속성들이며, Z t 는 시간더 미변수이며, 그리고 ε i 는 에러항이다. 이때 μ i 는 관측되지 않는 근로자의 특성으로서 기업체규모 더미변수인 Z it 와 상관관계가 일반적으로 존재하 는 것으로 인식된다. 만일 개별연구자가 이런 상관관계에 대한 고려없이 OLS 를 이용한 임금방정식을 추정한다면, 이때 추정된β 1 는 편이가 발생 하게 된다. 만일 생산성이나 기술수준이 높은 근로자가 대규모 기업에서 일하는 경향이 있다면 OLS 추정계수는 상향편이(upward bias)를 가지게 된다. 횡단면 분석에서 피하기 힘든 내생성문제를 해결하는 방법은 아래의 고 정효과 모델을 사용하여 문제가 되는 개인의 관측되지 않는 변수 μ i 를 제 거하는 것이다. Y it = β 1 Z it + β 2 X it +β 3 Z t + ε it (3) 여기서 Y it 는 Y it - Y i 에서 구한 값, 즉 개인근로자의 임금을 각 시점에서 전체 분석시간에서 구한 개인의 평균임금을 빼준 값이다. 나머지 변수인 Z it, X it, ε it 도 동일한 방법으로 구해서 사용할 수 있다. 새롭게 정리한 식 (3)에서 보는 것처럼 기존의 임금방정식에서 내생성의 문제를 내포했던 개인의 관측되지 않는 속성인 μ i 가 제거된 것이다. 따라서 β 1 의 고정효과 추정 계수치는 에러항인 ε it 이 모든 시점에서 각각의 독립변수와 상관관계 가 없다면 불편추정량의 성질을 가질 수 있다. 최근의 통계프로그램은 고 정효과 분석모델에서 발생할 수 있는 에러항의 이분산(heteroskedascticity) 과 시계열상관(serial correlation)을 교정하여 준다. 아래 <표 7>에서 횡단면 추정결과와 고정효과 모델을 통하여 추정한 기업규모 효과를 동시에 보여주고 있다. 고정효과 모델의 장점은 앞에서 설명한 것처럼 근로자의 관측되지 않는 특성을 통제하여 우리가 추정하고 자 하는 변수와의 잠재적 상관관계를 고려하는 것이다. 고정효과 모델에서
14 - 추정하는 표본은 주어진 분석기간 동안에 변수의 지위가 바뀌는 것을 대상 으로 하기 때문에 매년 1년씩 증가하는 나이변수 그리고 성별변수의 추정 계수는 누락되었음을 밝혀둔다. 기업체 규모변수를 살펴보기에 앞서서 다 른 설명변수의 추정계수의 변화를 살펴보면 교육, 노동조합, 그리고 결혼유 배우가 임금에 미치는 효과가 매우 감소했음을 우리는 발견 할 수 있다. 이는 (관측되지 않는)능력 혹은 생산성이 높은 개인이 높은 교육수준을 받 고 중소기업에 비해 대기업에 종사할 확률이 높은 것으로 추정된다. 이런 상관관계를 적절히 고려하지 않을 경우 횡단면 분석에서 추정한 설명변수 는 상당부분 상향편이(upward bias)의 문제를 피하기 어렵다. 여기서 발견 되는 특이한 점은 근속년수가 임금에 미치는 효과가 다른 변수와는 달리 고정효과 모델에서 횡단면 추정계수 2.0과 비교해서 2.8로 증가한다는 점이 다. 이는 개인이 직장을 옮긴 경우 새 직장에서 보내는 근속기간이 그 회 사에 필요한 기술을 습득하여 생산성을 향상시켜 급속도로 임금을 인상시 키는 요인에 기인할 것으로 추측된다. <표 7> 기업체규모 임금효과 추정식: 횡단면분석 vs. 패널분석 OLS 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 교육년수 0.051** (0.001) 0.026** (0.007) 나이 0.003** (0.000) 근속년수 0.020** (0.000) 0.028** (0.001) 노동조합 0.055** (0.007) 0.019* (0.008) 여성 -0.269** (0.006) 기혼 유배우 0.131** (0.006) 0.079** (0.009) 기업체규모 10~29인 0.086** (0.009) 0.051** (0.010) 30~99인 0.092** (0.009) 0.055** (0.011) 100~299인 0.103** (0.011) 0.080** (0.013) 300~999인 0.191** (0.012) 0.071** (0.015) 1,000인 이상 0.266** (0.010) 0.088** (0.015) 년도더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 대분류 대분류 지역더미 yes yes R-sqs 0.6098 0.4599 표본 20,781 20,781 주: 괄호안의 값은 표준오차(standard error)이며 이분산(heteroskedasticity)과 시계열상관 (serial correlation)을 고려하였다. 기업체규모 더미효과에서 기준그룹은 종업원수 10인 미만인 기업임. * 통계적으로 1%에서 유의함 ** 통계적으로 5%에서 유의함 자료: 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998-2006 FE 다음으로 본 연구 분석의 초점이 되는 기업체 규모변수의 추정계수를 횡단면분석과 고정효과 모델을 비교하면 횡단면분석에서 추정된 기업체규
15 - 모 효과의 크기가 고정효과 모델에서 적게는 20%에서 크게는 70%까지 감 소하여 횡단면분석의 추정결과는 상향편이 되었음을 입증하나 여전히 상당 한 정도의 기업규모별 임금격차가 존재하는 것으로 나타났다. 10인 미만 기업체를 기준으로 먼저 10~29인 기업체 종사자의 임금상승효과는 횡단면 분석에서 추정된 임금상승 효과의 크기는 8.6%인데 반해서 고정효과 모델 에서 추정한 그 효과의 크기는 5.1%로서 무려 40% 이상 감소하였다. 30~99인 경우의 경우 횡단면 분석에서는 임금상승의 크기가 9.2%인데 고 정효과 모델에서는 5.5%로 줄어듦을 보여주고 있다. 100~299인 에서는 10.3%에서 8.0%, 300~999인 에서는 19.1%에서 7.1%로서 무려 63%나 줄어 들었고 이 크기는 1,000인 이상 기업체에서 26.6%에서 8.8%, 즉 70%나 횡 단면 분석에서 상향편이 되었음을 알 수 있다. 기업체 규모가 임금에 미치는 크기에서 발견되는 흥미로운 점은 임금격 차가 크게는 10인 미만, 10인 이상 100인 미만, 그리고 100인 이상 기업체 규모별로 차이가 난다는 점이다. 즉 10인 미만 소기업을 기준으로 10인 이 상에서 100인 미만 기업체에 종사할 경우 임금상승효과는 대체적으로 5% 대이고 100인 이상 기업체의 경우 임금상승폭이 7-8% 수준임을 발견 할 수 있다. 따라서 국내 노동시장의 경우 기업체 규모에 따른 현저한 임금격 차는 이런 3가지 기업체 규모 분류에 따라 나타남을 발견한다. 이런 결과를 종합해 보면 관측되지 않는 근로자의 특성을 통제하지 못 한 횡단면 분석을 포함한 기존의 추정방법은 기업체 규모를 추정하는데 상 당한 편이를 피할 수 없음을 단적으로 보여주고 있다. 특히 횡단면 분석에 서 야기되는 추정계수 편이의 크기가 기업체 규모가 증가할수록 그 규모가 커짐을 발견 할 수 있다. 물론 고정효과 모델에서 추정한 방법의 장점은 관측되지 않는 근로자의 특성이 시간에 변화에 따라 고정되어 있다는 가정 을 동반하고 있다. 만일 근로자의 관측되지 않는 특성이 시간에 변화에 따 라 변화거나 직장을 이동하는 동기가 기업내에서 근로자가 직장 적합도에 대한 학습과정(learning process)으로 유발되었다면 고정효과 모델을 통한 추정계수도 어느 정도의 편이로부터 자유로울 수 없음을 밝혀둔다 1). 임금방정식을 추정하는 경우에 연구자는 다양한 형태의 근로자의 특성 뿐만 아니라 직장에 대한 특성도 가능한 많이 고려하고자 한다. 국내 노동 시장의 경우 정규직과 비정규직의 임금격차가 존재하는 현실에서 이에 대 한 고려도 매우 중요하리라 생각된다. 이런 관점에서 근로자가 정규직에 근무하는지에 대한 정보를 고려하여 추정한 임금방정식의 추정결과가 <표 8>에 제시되어 있다. 왼쪽 열에 있는 추정계수는 <표 7>에서 제시된 횡단 1) 대기업이 특정한 산업에서 독점적 지위를 누릴 가능성을 통제하기 위하여 산업변수를 대분류한 실증분석 결과도 대동소이함을 밝혀둔다.
16 - 면 추정방법에 비정규직 더미변수를 추가하여 분석한 결과를 보여준다. 교 육년수를 포함한 나이, 근속년수, 노동조합, 그리고 여성변수가 임금에 미 치는 효과는 거의 동일함을 발견 할 수 있다. <표 8> 기업체규모 임금효과 추정식: 비정규직 고려 OLS FE 추정계수 표준오차 추정계수 표준오차 교육년수 0.050** (0.001) 0.006** (0.007) 나이 0.003** (0.000) 근속년수 0.020** (0.001) 0.013** (0.001) 노동조합 0.054** (0.007) 0.027** (0.008) 비정규직 -0.147** (0.012) -0.080** (0.013) 여성 -0.262** (0.006) 기혼 유배우 0.130** (0.007) 0.041** (0.009) 기업체규모 10~29인 0.086** (0.009) 0.045** (0.010) 30~99인 0.094** (0.009) 0.055** (0.012) 100~299인 0.103** (0.012) 0.069** (0.014) 300~999인 0.201** (0.012) 0.074** (0.015) 1,000인 이상 0.279** (0.011) 0.096** (0.015) 시간더미 yes yes 직종더미 yes yes 산업더미 yes yes 지역더미 yes yes R-sqs 0.6144 0.3621 표본 18,180 18,180 주: 괄호안의 값은 표준오차(standard error)이며 이분산(heteroskedasticity)과 시계열상관 (serial correlation)을 고려하였다. 기업체규모 더미효과에서 기준그룹은 종업원수 10인 미만인 기업임. * 통계적으로 1%에서 유의함 ** 통계적으로 5%에서 유의함 자료: 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998-2006 관측되는 동일한 수준에서 비정규직 근로자의 임금은 정규직 근로자에 비해 14.7% 낮게 나타나는데 이는 물론 관측되지 않는 특성을 고려하자 못한 내생성 문제가 존재하므로 상당수준의 상향편이가 존재함을 유추 해 볼 수 있다. 이 추측은 오른쪽 열에 보이는 고정효과 모델에서 관측되지 않는 근로자의 특성을 고려했을 경우 정규직과 비정규직의 임금격차는 8.0%로 줄어드는 것을 발견 할 수 있다. 본 연구의 주된 목적은 정규직과 비정규직의 임금격차 분석에 있지 않으므로 이에 대한 논의는 여기서 멈추 고자 한다. 본 연구의 관심이 되는 기업규모간 임금격차에 있어서 근로자 의 비정규직 여부를 통제하는 것이 추정결과에 큰 영향을 미치지 않는 것 으로 나타났다. 횡단면 분석 결과와 고정효과 모델 추정결과 모두에서 기 업규모간 임금격차의 추정계수가 거의 변하지 않는 것으로 보인다. 참고로
17 - 비정규직에 대한 정보가 노동패널조사 3차 년도에서 누락되어 있는 관계로 표본의 크기가 약 2,000 개정도 줄어들었음을 밝혀두고자 한다. 중소기업과 대기업 임금결정체계 비교 다음으로 근로자의 동일한 인적자본에 대하여 노동시장에서의 보상이 기업체 규모에 따라 다르게 나타나는 지를 비교 분석해 보고자 한다. 앞의 임금 추정식에서는 동일한 근로자의 인적자본에 대한 하나의 시장가격으로 노동시장에서 보상받는 것을 암묵적으로 가정하였다. 그러나 예를 들어 동 일한 근속년수에 대해서 중소기업과 대기업에서 지불하는 시장가격이 다를 수 있다. 만일 대기업에서 근로자에게 상대적으로 높은 가격을 노동시장에 서 지불한다면 이는 중소기업과 대기업간 임금격차를 초래하는 원인이 될 것이다. 먼저 전체기업을 종사근로자의 규모에 따라 다음의 소기업(종업원수 30 인 미만), 중기업(종업원수 30인 이상 300인 미만), 그리고 대기업(종업원수 300인 이상) 으로 나누어서 각각 임금방정식을 추정해 보고자 한다. 각각 의 임금방정식을 추정하여 관측되는 근로자의 특성이 노동시장에서 보상받 는 차이의 정도를 규명하고자 하고자 한다. 이는 또한 각 기업체 규모별로 노동시장이 분할되어 있는지를 추정해 볼 수 있는 가장 일반화된 방법이라 할 것이다. 기업체 규모 30인 미만의 경우 추정된 근로자의 인적자본에 대한 노동 시장에서의 가격을 중기업과 대기업과 비교해 보면 가장 적은 것으로 나타 난다. 예를 들어 교육에 대한 임금상승 효과의 크기는 소기업에서 3.9%인 데 반해서 중기업에서는 5.4%, 그리고 300인 이상 대기업에서 가장 큰 6.2%를 보여주고 있다. 다음으로 근속년수가 임금상승에 미치는 효과에서 도 소기업에서 1.6%이지만 중기업에서는 1.8%, 그리고 대기업에서는 2.5% 로 매우 높게 나타나고 있다. 한 가지 흥미로운 점은 남성근로자 대비 여 성근로자의 임금격차의 크기도 소기업에서는 무려 31.4%의 차이를 보이지 만 이 격차는 기업규모가 커질수록 줄어서 대기업에서는 25.6%의 성별 임 금격차를 보여주고 있다. 이는 상대적으로 여성의 대기업 진입이 힘든 국 내노동시장 현실에서 전체적으로 성별임금격차를 넓히는 방향으로 작용 할 것이다. 지금까지의 논의는 기업체 규모를 각각 소기업, 중기업, 그리고 대기업 으로 나누어 각각의 임금방정식을 추정하여 그 계수값들을 비교하여 주장 한 것이다. 그러나 여기서 이 추정계수값들의 차이가 통계적으로 유의한지 를 체계적으로 검증해 보아야 할 것이다.
18 - <표 9> 기업체규모별 임금결정식 소기업 중기업 대기업 교육년수 0.039** 0.054** 0.062** (0.002) (0.003) (0.003) 나이 0.002** 0.004** 0.005** (0.001) (0.001) (0.001) 근속년수 0.016** 0.018** 0.025** (0.001) (0.001) (0.001) 노동조합 0.084** 0.019 0.071** (0.029) (0.013) (0.011) 여성 -0.316** -0.274** -0.256** (0.009) (0.012) (0.014) 기혼 유배우 0.124** 0.139** 0.121** (0.010) (0.013) (0.013) 시간더미 yes yes yes 직종더미 yes yes yes 산업더미 yes yes yes 지역더미 yes yes yes R-sqs 0.4687 0.5693 0.5974 표본 7,158 5,123 5,385 주: 괄호안의 값은 표준오차(standard error)이며 이분산(heteroskedasticity)과 시계열상관 (serial correlation)을 고려하였다. * 통계적으로 1%에서 유의함 ** 통계적으로 5%에서 유의함 자료: 노동연구원, 한국노동패널조사, 1998-2006 기업규모간 결정되는 가격의 차이가 통계적으로 상이한지를 검증하는 Chow-Test에 대해서 간략히 설명해 보고자 한다. 일반적으로 Chow-Test 는 두 개 이상의 회귀방정식을 추정한 뒤에 동일한 추정계수가 추정방정식 간 통계적으로 같은지 다른지를 추정하는데 사용된다. 예를 들어 소기업과 대기업부문의 두 개의 임금방정식을 아래와 같은 식을 추정한다고 가정하 자. αβ ε 소기업: Y s = + X + (4) s s αβ ε 대기업: Y l = + X + (5) l l β 이때 Chow-Test 는 소기업의 s 와 대기업의 가 통계적으로 같은지 l 를 테스트하는 것이다. 즉 우리가 통계검정 해야 될 귀무가설은 아래와 같 다. β H o : = (6) s l 이를 추정하기 위해서 아래와 같은 F-통계량을 계산할 수 있다.
19 - F = [SSR-(SSR s +SSR l )] SSR s +SSR l [n-2(k+1)] k+1 (7) 여기서 SSR 는 소기업과 대기업을 합친 임금방정식을 추정했을 경우 Sum of Squared Residuals 이며 SSR s 과 SSR l 는 각각 소기업과 대기업에서 추정한 SSR의 값을 의미한다. 그리고 n 은 전체 표본의 크기이며 k 는 설 명변수의 크기이다. 이 방법을 사용하여 구한 F 통계값을 소기업, 중기업, 그리고 대기업간 비교해서 아래 <표 10>에서 보여주고 있다. 아래에서 보 는 것처럼 소기업과 중기업, 소기업과 대기업, 그리고 중기업과 대기업 모 두 F-통계량 값이 1% 유의수준에서 추정계수값이 동일하다는 귀무가설을 기각한다. 따라서 국내 노동시장에서 기업체 규모간 임금보상의 차이가 현 저히 존재하는 것으로 추정된다. <표 10> Chow-Test 통계량 비교 기업규모 소기업-중기업 소기업-대기업 중기업-대기업 F-통계량 11.06 20.82 13.25 6. 요약 및 결론 본 연구에서는 근로자의 다양한 특성을 통제하여 기업규모간 임금격차 의 크기를 실증적으로 분석하였는데 기존의 연구가 간과하고 있는 개인의 관측되지 않는 특성을 고정효과 모델을 통하여 이를 통제한 연구라는 점에 서 기존의 연구보다 진일보 되었다고 할 수 있다. 다양한 근로자의 특성을 통제한 횡단면 분석을 이용하여 추정한 10인 미만 근로자기준 기업규모간 임금격차는 10~29인 8.6%, 30~99인 9.2%, 100~299인 10.3%, 300~999인 19.1%, 그리고 1,000인 이상 26.6% 로 나타났다. 그러나 횡단면 분석에서 추정된 기업규모간 임금격차는 생산성이 높은 개인이 대기업을 선택하는 자기선택(self-selection)의 문제를 내포하고 있기 때문에 추정계수의 상당 부분이 상향편이 되었을 가능성을 제기하고 있다. 본 연구에서는 이런 내 생성문제를 만일 근로자의 관측되지 않는 특성이 시간에 흐름에 따라 고정 되어 있다는 가정아래 각 설명변수를 평균에서 차분해서 회귀분석하는 고 정효과 모델을 통해서 이 문제를 해결하고자 시도하였다. 개인의 관측되지 않은 특성을 고려한 고정효과모델에서 추정한 기업규 모간 임금격차는 적게는 20%에서 크게는 70%까지 감소하여 횡단면분석의
20 - 추정결과는 상향편이 되었음을 입증하나 여전히 어느 정도의 기업규모별 임금격차가 존재하는 것으로 나타났다. 구체적으로 10인 미만 기업체를 기 준으로 했을 경우 10~29인 5.1%, 30~99인 5.5%, 100~299인 8.0%, 300~999 인 7.1%, 그리고 1,000인 이상 8.8% 로 나타났다. 횡단면 분석결과와 고정 효과 모델의 추정계수를 비교해 본 결과 관측되지 않는 능력 혹은 생산성 이 높은 개인이 상당부분 중소기업보다는 대기업을 많이 선택하였고 이를 실증분석에서 적절히 고려하지 않을 경우 기업규모간 임금격차를 과대평가 할 수 있음을 살펴보았다. 본 연구에서는 근로자의 동일한 인적자본에 대하여 노동시장에서의 보 상이 기업체 규모에 따라 다르게 나타나는 지를 비교 분석해 보았다. 예를 들어 동일한 근속년수에 대해서 중소기업과 대기업에서 지불하는 시장가격 이 다를 수 있다. 만일 대기업에서 근로자에게 상대적으로 높은 가격을 노 동시장에서 지불한다면 이는 중소기업과 대기업간 임금격차를 초래하는 원 인이 될 것이다. 기업규모를 소기업기업(종업원수 30인 미만) 중기업(종업 원수 30인 이상 300인 미만) 대기업(종업원수 300인 이상) 으로 정의하여 임금방정식을 추정한 결과 관측되는 근로자의 특성이 노동시장에서 보상받 는 수준이 기업규모간 상이하게 나타났다. 대기업의 경우 교육, 근속년수의 가격증가효과가 나타나며 여성의 임금격차는 줄어드는 것으로 나타나며 가 격차별로 인한 임금격차가 가속화되는 이중노동지장의 특성을 보여주고 있 다. 우리는 앞에서 국내노동시장의 경우 중소기업과 대기업간 상당한 임금 격차가 존재하고 이 격차는 과거 20년간 그 속도도 증가되었음을 살펴보았 다. 그러나 기업규모간 임금격차의 크기가 관측되지 않는 개인의 속성을 고려한 고정효과 모델을 살펴본 경우 우리가 일반적으로 추정하는 임금격 차보다 상당히 감소함을 알 수 있다. 이는 기업규모간 임금격차의 여러 원 인 가운데 근로자의 인적자본의 차이로서 상당부분 설명될 수 있다는 것이 다. 즉 능력 혹은 생산성이 높은 근로자가 대기업에 종사할 확률이 높고 이는 중소기업에 종사하는 근로자 보다 상대적으로 높다는 것이다. 만일 관측되는 혹은 관측되지 않는 근로자의 생산성의 차이로 인한 임금격차가 발생했다면 기업규모간 임금격차를 줄이려는 인위적인 정책은 자칫 노동시 장의 왜곡을 초래 할 수 있다. 고정효과 모델로 추정한 결과 우리가 발견하는 상당부분의 임금격차는 10인 미만 영세기업과 중소기업 혹은 대기업과의 격차를 보여주고 있다. 물론 중소기업과 대기업과의 임금격차도 어느 정도 존재하는 것이 현실이 다. 영세소기업의 경우 적은 자본으로 근로자의 생산성의 저하와 이로 인 한 저임금, 이는 결국 생산성이 낮은 근로자의 유입을 촉진하는 악순환이
21 - 전개되는 것이다. 따라서 영세소기업의 경우 자신들이 특화 할 수 있는 전 문성을 확대하고 이로 인한 생산성의 증가를 통한 임금상승을 유도하는 것 이 바람직하다. 중소기업의 경우에도 선별적으로 유망한 중소기업에 금융 지원을 통하여 그들이 기술개발을 통하여 생산성을 증가시키도록 유도해야 될 것이다. 이는 궁극적으로 능력이 높은 개인이 중소기업에 진입할 수 있 는 계기가 될 것이다. 현재 고등학교를 졸업하는 학생의 85%이상이 대학에 진학하는 현실에 서 그들이 주로 대기업이나 공공부문에만 취업하려고 하는데 이로 인해 대 기업과는 달리 중소기업에서는 구직란을 겪고 있는 현상이 발생한다. 결국 고학력을 소유한 개인이 중소기업에 종사하도록 유도하여 자연스럽게 중소 기업 종사자의 임금이 올라가도록 하는 시장친화적인 정책이 필요하다. 이 런 정책에는 학교나 지역에서 중소기업과 연계된 직장구직(Job-Seeking) 프로그램을 활성화 하여 대학을 졸업한 인력이 중소기업을 회피하지 않도 록 하는 정책이 필요하다. 궁극적으로는 노동시장에서 개인이 속한 기업체에 따라 임금이 결정되 는 것이 아니라 개인의 성과에 따라 임금이 결정되는 체계로의 전환이 필 요하다. 근로자의 생산성을 초과하는 고임금이나 생산성을 하회하는 저임 금 모두 노동시장의 효율성을 저하시키는 요인이다. 따라서 장기적으로는 개인의 임금수준이 개인의 노동생산성에 연동되도록 하는 전반적인 임금체 계의 변화가 필요하다. 참고문헌 김대모 유경준, 기업규모간 임금격차의 원인과 과제 - 모기업과 협력업 체의 실태를 중심으로 -, 노동경제논집, 19(1), 한국노동경 제학회, 1996. 박훤구, 기업규모별( 企 業 規 模 別 ) 임금격차분석( 賃 金 隔 差 分 析 ), 한국개 발연구, 3(4), 한국개발연구원, 1981. 허식, 경기변동에 따른 기업규모간 임금격차, 응용경제, 3(1), 한국 응용경제학회, 2001. 황호영, 기업규모별 임금격차요인 ( 賃 金 隔 差 要 因 )에 관한 연구, 산업 관계연구, 6권, 한국노사관계학회, 1996. Brown, C. and Medoff, J. (1989) "The employer size wage effect." Journal of Political Economy: 1027-1059
22 - Eaton, B.C. and White, W.D. (1983) "The economy of high wages: an agency problem." Economica 50; 175-181 Evans, David. and Leighton, Linda. (1989) "Why Do Smaller Firms Pay Less?" Journal of Human Resources 24(2): 299-318 Freeman, Richard. and Medoff, James. (1984) "What Do Unions Do?" New York Hamermesh, Daniel. (1980) "Commentary." In The Economics of Firm Size, Market Structure, and Social Performance, edited by John J. Siegfried. Washington Mellow, Wesley. (1992) "Employer Size and Wages." Review of Economics and Statistics. 64: 495-501 Oi, Walter. (1983) "The Fixed Employment Costs of Specialized Labor." In the Measurement of Labor Cost, edited by Jack E. Triplett. Chicago Oi & Idson. (1999) Firm Size and Wages." In the Handbook of Labor Economics. Vol 3B Schaffner, J.A. (1996) "Premiums to employment in larger establishments: evidence from Peru." working paper. Stafford, Frank. (1980) "Firm Size, Workplace Public Goods, and Worker Welfare." In the Economics of Firm Size, Market Structure, and Social Performance, edited by John J. Siegfried. Washington Winter-Ebmer, Rudolf. and Zweimuller, Josef. (1999) "Firm-Size Wage Differentials in Switzerland: Evidence from Job-Changers." American Economic Review 89(2): 89-93