박 사 학 위 논 문

한국 노동시장의

비정규직 증가 원인에 대한 실증연구

고려대학교 대학원

경  제  학  과

김    유    선

2003년 6월   일

정 주 연 교수지도

박 사 학 위 논 문

한국 노동시장의

비정규직 증가 원인에 대한 실증연구

이 논문을 경제학박사 학위논문으로 제출함

2003년 6월   일

고려대학교 대학원

경  제  학  과

김    유    선

김유선의 경제학박사 학위논문

심사를 완료함.

2003년 6월   일

위원장                             (인)

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위  원                             (인)

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위  원                             (인)

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위  원                             (인)

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위  원                             (인)

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국문초록

한국 노동시장의

비정규직 증가 원인에 대한 실증연구

고려대학교 대학원

경 제 학 과

김   유  선

이 논문은 1980년대 이래 비정규직이 증가한 원인을 규명하고, 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화, 인사관리전략 변화, 노사간 힘관계 변화 등 6개 가설을 검증하며, 이상의 분석 결과로부터 시사점을 찾는 것을 목적으로 한다. 연구방법으로는 비정규직 결정과 증감에 영향을 미치는 변수들을 노동시장(노동공급, 노동수요)과 행위주체(기업전략, 노사관계) 요인으로 구분한 뒤, 횡단면 분석(가구조사, 사업체조사)을 통해 개인의 비정규직 취업과 기업의 비정규직 사용 결정요인을 분석하고, 시계열 분석(거시지표)을 통해 1980년대 이래 비정규직 증가 원인을 분석한다. 분석결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 노동시장(노동공급, 노동수요)과 행위주체(기업전략, 노사관계) 모두 비정규직 증가에 유의미한 영향을 미치고 있다. 1980년대 초중반 전두환 정권 때는 노사관계 등 행위주체 요인이 미치는 영향이 컸지만, 1980년대 후반 노태우 정권 이후로는 노동시장 요인이 미치는 영향이 확대되었다. 그러나 김영삼 정권 때부터 노동시장 유연화 정책이 추진되고, 외환위기 이후 기업의 시장형 인사관리전략이 확산되었으며, 이에 대한 노동조합의 저항이 강화되면서, 점차 행위주체 요인이 미치는 영향이 커지고 있다. 1980년대 이래 노동공급은 비정규직 비율 감소요인으로 작용했고, 노동수요와 노조 조직률 하락은 증가요인으로 작용했다.

둘째, □비정규직 증가는 경제환경 변화에 따른 불가피한 현상이다. 시장에서 발생한 문제이니 시장에 맡겨야 한다. 정부가 개입하면 예기치 않은 부작용을 초래할 수 있다□ 등의 경제 결정론과 시장 만능론이 영향력을 발휘하고 있고, □노조 책임론□ 내지 □정규직 과보호론□ 마저 제기되고 있다. 그러나 비정규직 증가 원인과 관련된 6개 가설을 검증한 결과, 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 기각되고, 인사관리전략 변화, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지되며, 산업구조 변화 가설은 노태우·김영삼 정권 때는 지지되고, 전두환·김대중 정권 때는 기각된다. 결론적으로 비정규직 증가 원인을 노동시장에서 찾는 가설은 대부분 기각되고, 행위주체에서 찾는 가설은 지지된다. 이것은 정부의 노동시장 유연화 정책, 기업의 인사관리전략 변화, 노조 조직률 하락 등 행위주체 요인이 비정규직 증가를 초래한 주요 원인이며, 비정규직 문제 해결 역시 행위주체의 노력을 통해서만 가능함을 의미한다.

셋째, 장기추세선을 기준으로 할 때 비정규직 비율은 2001년 1월을 정점으로 완만한 감소세로 돌아섰다. 그러나 감소폭이 매우 미미해 2003년 1월에도 여전히 51%대에 머무르고 있다. 앞으로 노조 조직률은 미약하게나마 증가할 것이므로, 다른 조건에 변화가 없는 한 지금보다 비정규직 비율은 소폭 감소할 것이다. 그러나 현행 노사관계 제도와 고용관행을 개선하지 않는 한 비정규직 비율은 50% 안팎에서 구조화 될 것으로 전망된다.

넷째, 연구방법론에서 □노동시장과 노사관계 등 행위주체는 서로 밀접한 영향을 미치고 있다□는 점에 착안하여, 노동시장과 행위주체 요인을 변수로 설계하고 분석했다. 분석결과 □노동시장과 행위주체 모두 유의미하며, 때로는 행위주체 요인이 노동시장보다 더 큰 설명력을 갖는다□는 사실을 확인할 수 있었다. 이것은 지금까지 노동시장 분석이 간과해 온 것으로, 노동시장과 관련된 다른 주제(실업, 임금 등)를 다룰 때도 동일하게 적용 가능한 바, 양적 분석에서 자칫 빠지기 쉬운 경제 결정론 내지 시장 만능론에서 벗어날 수 있는 단초를 마련했다.

주요어 : 비정규직, 임시직, 노동시장, 내부노동시장, 노사관계, 유연성, 노사관계, 노조 조직률, 인사관리전략, 노동정책, 프라빗(probit) 모델, 토빗(Tobit) 모델

<목차>

제1장 서론	1

제1절 문제제기	1

제2절 논문의 구성	6

제2장 선행 연구 검토	8

제1절 연구문헌	8

제2절 실증분석	22

제3장 연구 방법	29

제1절 연구 방법	29

제2절 가설	31

제4장 개인의 비정규직 취업 결정요인	34

제1절 분석 모형	34

제2절 자료와 변수	35

제3절 기술통계	38

제4절 실증분석 결과	40

제5절 소결	49

제5장 기업의 비정규직 사용 결정요인	51

제1절 분석 모형	51

제2절 자료와 변수	53

제3절 기술통계	61

제4절 실증분석 결과	62

제5절 소결	67

제6장 비정규직 증가 원인	69

제1절 분석 모형	69

제2절 자료와 변수	70

제3절 단위근 검정	73

제4절 기술통계	74

제5절 실증분석 결과	76

제6절 소결	91

제7장 결론	96

제1절 요약과 함의	96

제2절 성과와 한계	103

참고문헌	107

부표	115

부도	120

<표차례>

[표1] 비정규직 규모 추계 방식 (단위: 천명)	3

[표2] 비정규직 고용 유형	13

[표3] 사용자의 고용관계 유형 선택에 영향을 미치는 요인과 명제	19

[표4] 인적자본의 특징과 고용양식, 인적자원관리	21

[표5] 비정규직 결정 및 증감요인 분류 기준	29

[표6] 분석방법 요약	31

[표7] 연도별 고용형태별 응답자수 (단위: 명)	37

[표8] 설명변수별 비정규직 비율 (4차년도)	39

[표9] 인적속성·일자리속성·노조유무별 비정규직 비율 (4차년도)	40

[표10] 개인의 비정규직 취업 결정요인 분석결과 (4차년도)	43

[표11] 연도별 분석결과 (1-3차년도, 임의효과 프라빗)	45

[표12] 고용형태별 분석결과 (4차년도)	47

[표13] 산업·기업규모별 응답업체수 현황	54

[표14] 노조유무·파업유무별 응답업체수와 비정규직 비율	55

[표15] 지난 3년간 시장환경 변화	58

[표16] 경쟁전략	59

[표17] 인사관리전략(전반)	60

[표18] 기술통계	62

[표19] 기업의 비정규직 사용 결정요인 분석결과	66

[표20] 단위근 검정결과 (ADF 검정)	73

[표21] 기술통계	75

[표22] 시기별 기술통계	76

[표23] 회귀분석 결과 (1983:2-2001:12, N=227)	78

[표24] 회귀분석 결과 (1983:2-2001:12, 87-88과 외환위기 통제, N=194)	79

[표25] 회귀분석 결과 (1989:1-2001:12, N=156)	82

[표26] 회귀분석 결과 (1989:1-2001:12, 87-88과 외환위기 통제, N=142)	82

[표27] 회귀분석 결과 (전두환 정권, 1983:2-1987:5, N=52)	84

[표28] 회귀분석 결과 (노태우 정권, 1989:1-1993:2, N=50)	87

[표29] 회귀분석 결과 (김영삼 정권, 1993:3-1997:6, N=52)	89

[표30] 회귀분석 결과 (김대중 정권, 1998:9-2001:12, N=40)	91

[표31] 시계열 분석 결과 요약	94

[표32] 실증 분석 결과 요약	97

[표33] 가설 검증 결과 요약	99

[부표1] 비정규직 결정요인에 관한 선행 연구 (가구조사)	115

[부표2] 비정규직 결정요인에 관한 선행 연구 (사업체조사)	116

[부표3] 비정규직 증가원인에 관한 선행 연구 (시계열분석)	119

<그림차례>

[그림1] 분기별 임시일용직 비중 추이 (1963:I-2002:IV)	6

[그림2] 월별 임시일용직 비중 추이 (1982:7-2002:12)	6

[그림3] 월별 남녀별 임시일용직 비중 추이 (1982:7-2002:12)	32

[그림4] 분석 모형 (가구조사)	34

[그림5] 분석 모형 (사업체조사)	51

[그림6] 비정규직 비율	52

[그림7] 분석 모형 (시계열 분석)	69

[그림8] 잔차 (1983:2-2001:12, 모형1, N=227)	80

[그림9] 잔차 (1983:2-2001:12, 87-88년과 외환위기 통제)	80

[부도1] 시계열 자료 (차분전, 1983:2-2001:12)	120

[부도2] 시계열 자료 (차분후, 1983:2-2001:12, 87-88과 외환위기 통제)	122

제1장 서론

제1절 문제제기

1960년대 경제개발 초기 단계에는 노동자 10명 중 6명이 비정규직이었다. 비정규직 규모가 가장 작았던 1980년대 초반에도 노동자 4명 중 1명은 비정규직이었다. 그렇지만 지난 40년 동안 비정규직 문제는 사회적으로 주목받지 못 했다. 통계청 경제활동인구조사에서 임시일용직 비중이 전체 노동자의 절반을 넘어선 1999년 3월에야 비로소 사회적으로 주목받기 시작했고, 2002년 12월 대통령 선거 때는 □비정규직 남용 규제와 차별 금지□가 노동부문 최대 공약으로 제기되기에 이르렀다.

비정규직 문제가 사회적 관심사로 급부상하자, 지금까지 연구는 일차적으로 비정규직 규모와 실태를 분석하는데 초점을 맞추어 왔다. 통계청 경제활동인구조사 부가조사에서 □비정규직 임금은 정규직의 절반, 비정규직 10명중 7명이 OECD 기준 저임금 계층, 사회보험 가입률 20%대, 퇴직금·상여금·시간외수당 적용률 10%대□ 등 노동조건 실태와 관련해서는 대다수 연구자가 동일한 분석 결과를 제시하고 있고, 이에 따라 □비정규직에 대한 차별을 금지하고 적정 수준의 노동조건을 보장해야 한다□는데 대해서는 사회적 공감대가 형성되는 등 일정한 성과를 거두기도 하였다.

) 자세한 것은 김유선(2001b, 2001c, 2003a) 참조.

그러나 비정규직 규모와 관련해서는 연구자에 따라 27% 내지 56%라는 커다란 차이를 보이고 있다. 2002년 8월 현재 비정규직 규모를 노동부는 375만명(27.5%), 노동사회연구소는 772만명(56.6%)으로 달리 추정하고 있고, 이러한 차이는 비정규직 규모를 지금대로 방치할 것인가, 적절한 사회적 규제를 통해 제어할 것인가 하는 노동정책 차이로 이어지고 있다.

) 노동부는 27.5%가 아닌 27.8%로 보고하고 있다. 이것은 계약근로(한국노동사회연구소) 내지 한시근로(노동부)를 어떻게 정의하냐에서 비롯된 것으로 그 차이가 0.3%에 불과하므로 무시해도 무방하다.

그러면 동일한 자료인 경제활동인구조사 부가조사를 분석했음에도, 비정규직 규모가 2배 가까이 달리 추정되는 이유는 무엇인가? 그것은 설문 문항에서 어디까지를 비정규직으로 보느냐에서 비롯된다. 노동부 등은 경제활동인구조사 부가조사에서 7개 설문 문항(계약근로, 파트타임, 파견근로, 용역근로, 가내근로, 호출근로, 특수고용형태) 중 어느 하나에 응답한 사람을 비정규직으로 추계한다.([표1]에서 ②+③) 그동안 통계청이 발표해 온 임시일용직 가운데 절반 이상인 397만명(①)이 실제는 정규직인데 비정규직으로 잘못 분류되었다면서, 그 근거로 조사원들에게 참고로 주어지는 조사지침이 잘못 작성되었다고 주장한다. 그러나 지난 40년 동안 매분기 또는 매달 반복해서 실시해 온 조사에서, 조사표도 아닌 조사원들에게 참고로 주어지는 지침상의 몇 줄 때문에 397만명이 비정규직으로 잘못 분류되었다는 주장은 설득력을 갖기 어렵다.

우리나라에서 임시·일용직은 일제 때부터 형성된 개념으로, 통계청은 1963년부터 상용·임시·일용직을 구분해서 조사·발표해 왔다. 비정규직, 파트타임, 파견·용역 등의 용어가 등장하기 전인 1970∼80년대에도, 노사간에 많은 단체협약이 임시직 관련 조항을 체결하고 있는데서 알 수 있듯이, 노동현장에서 임시·일용직은 불완전고용(비정규직)을 지칭하는 대명사로 통용되어 왔다. 따라서 경제활동인구조사에서 임시·일용직은 일종의 □자기선언적 비정규직□으로 해석해야 한다. 이에 따라 노동사회연구소 등은 임시일용직 704만명(51.6%)에, 부가조사에서 확인된 상용직 가운데 비정규직 69만명(5.0%)을 합쳐 772만명(56.6%)으로 추계하고 있다.([표1]에서 ①+②+③)

[표1] 비정규직 규모 추계 방식 (단위: 천명)

		경제활동인구조사 본조사		임금노동자 전체
		상용	임시일용
경제 활동 인구 조사 부가 조사	설문문항 없음	5,911 (43.4) ④	3,970 (29.1) ①	9,881 ( 72.5)
	계약근로, 파트타임, 파견근로, 용역근로, 가내근로, 호출근로, 특수고용형태	687 ( 5.0) ③	3,066(22.5) ②	3,753 ( 27.5)
임금노동자 전체		6,598 (48.4)	7,036 (51.6)	13,634 (100.0)
자료 : 경제활동인구조사 2002년 8월, 김유선(2003b)에서 재인용. 주 : 노동사회연구소 비정규직=①+②+③, 노동부 등 비정규직=②+③

결국 비정규직 규모와 관련된 논란은 임시일용직 가운데 397만명이 정규직이냐, 비정규직이냐로 압축된다. 어느 주장이 타당한가는 다음 두 가지 사항만 보더라도 분명해진다.

첫째, 통계청의 경제활동인구조사에서 노동자수는 1,366만명(2001년)인데, 1인 이상 모든 사업체를 대상으로 하는 사업체기초통계조사에서 노동자수는 1,085만명이다. 이것은 우리 나라 노동시장에 비공식 부문 내지 사업체 비소속 자유노동자(casual worker)들이 280만명 가량 존재함을 의미한다. 이들 280만명은 경제활동인구조사에서 임시일용직으로 응답했을 것인 바, 적어도 1∼200만명은 노동부가 정규직이라고 주장하는 397만명(①) 속에 포함되어 있을 것이다. 이것은 부가조사 설문 문항에 사업체 소속 여부를 추가하면 곧바로 확인 가능할 것이다. 더욱이 부가조사 설문 문항에는 계절근로, 사내하청 등이 제외되어 있어, 부가조사 7개 설문 문항으로 비정규직을 모두 포괄한다고 볼 수 없다.

둘째, 근로기준법 제23조는 □근로계약은 기간의 정함이 없는 것과 일정한 사업완료에 필요한 기간을 정한 것을 제외하고는 그 기간은 1년을 초과하지 못한다□라 하고 있다. 임시근로의 사유와 절차에 관해서는 사실상 아무런 제한을 가하고 있지 않아, 계약기간이 1년을 초과하지 않으면 얼마든지 임시직을 사용할 수 있게 되어 있는 것이다. 더욱이 대법원 판례 등으로 □1년 제한□ 규정마저 사문화(死文化)되어, 사용자들은 상시적으로 필요한 일자리를 □임시직□으로 채용하곤 한다. 일단 임시직으로 채용하면 근로기준법상 해고제한 조항을 무력화시킬 수 있고, 임시직과 정규직 사이에 얼마간 직무를 달리 하면 동일노동 동일임금 원칙을 사문화시킬 수 있으며, 기업 내에 뿌리깊이 자리잡은 차별적 고용관행으로 임시직에 대한 차별대우가 가능하기 때문이다. 이에 따라 우리 사회에는 장기임시근로가 광범하게 남용되고 있다. 그동안 규모 논란 과정에서 장기임시근로자들이 397만명(①) 속에 포함되어 있다는 점에 대해서는 별다른 이견이 없었다. 문제는 이들이 정규직이냐, 비정규직이냐였다. 이 점과 관련해서는 우리 만큼 규모가 크지는 않지만 다른 나라에서도 노동력 혼합전략의 일환으로 장기임시근로자(permanent temporary worker)를 사용하는 경우가 발견되고 있고, 이들을 정규직으로 분류한 연구자는 찾아보기 어렵다는 점만 언급하도록 한다.(Way, 1992; Tsui et al., 1995)

지금까지 비정규직 규모와 실태를 둘러싼 국내 연구의 성과와 한계를 간략하게 살펴봤다. 그러나 아직까지 비정규직이 증가한 원인이나 비정규직 증가가 사회경제적으로 미치는 영향 등에 관해서는 연구가 진척되고 있지 않다. 이것은 다른 나라를 보더라도 마찬가지이다. 더욱이 국내에서는 □1990년대 중반 특히 외환위기 직후 비정규직이 급증했다□는 사실만 주로 인지(認知)된 나머지, □비정규직 증가는 경제환경 변화에 따른 불가피한 현상이다. 시장에서 발생한 문제이니 시장에 맡겨야 한다. 정부가 개입하면 예기치 않은 부작용을 초래할 수 있다□ 등의 경제 결정론과 시장 만능론이 영향력을 발휘하고 있고, 그만큼 문제 해결을 더디게 하고 있다.

그러나 경제활동인구조사에서 지난 40년간 임시일용직 비중을 살펴보면, 지금까지 알려지지 않은 몇 가지 사실을 확인할 수 있다. ([그림1]과 [그림2] 참조)

) 통계청의 종사상 지위 구분에 따른 임시일용직은 일반적으로 비정규직과 동일한 개념으로 사용되고 있다. 통계청의 2002년 8월 경제활동인구조사 부가조사 결과를 분석하면 비정규직 772만명 가운데 96.6%인 746만명이 임시일용직이다.(김유선, 2003a) 더욱이 통계청 경제활동인구조사에서 임시일용직 통계가 시계열 분석이 가능한 유일한 자료이므로, 이 글에서는 편의상 비정규직과 동일한 의미로 사용한다.

첫째, 1960∼70년대에는 임시일용직 비중이 계속 감소했고, 1980년대 이후로는 계속 증가하고 있다. 둘째, 전두환 정권 때 이미 50% 선에 육박했고, 다른 어느 때보다 빠른 속도로 증가했다. 1983년 2월에는 노동자 4명 중 1명이 임시일용직인데, 1986년 10월에는 노동자 2명중 1명(49%)이 임시일용직으로, 3년 반 만에 2배 가까이 증가했다. 셋째, 1987년 7∼9월 노동자대투쟁을 거친 뒤인 노태우 정권 때는 임시일용직 비중이 감소했다. 그러나 김영삼 정권이 출범한지 1년 남짓 지난 1994년 5월부터 다시 증가하기 시작했다. 넷째, 외환위기를 겪은 뒤인 1999년 3월부터 50%를 넘어섰고, 최근에는 51%대에서 구조화하고 있다.

첫 번째 특징만 보면 외견상 □1960∼70년대는 고용의 내부화, 1980년대 이후는 고용의 외부화를 특징으로 한다. 최근 비정규직 증가는 새로운 고용관행의 형성이 아니라, 경제개발 초기 단계인 1960년대 초중반의 고용관행이 부활하는 것이다□는 해석을 가능케 한다. 그러나 이러한 해석만으로는 □왜 전두환 정권 때 급증하던 임시일용직이 노태우 정권 때 감소했으며, 김영삼 정권 때 다시 증가했는지, 김대중 정권 때는 50% 대에서 구조화하고 있는지□를 설명할 수 없다. 더욱이 1960∼70년대에 비정규직 감소는 주로 비공식부문의 공식화 내지 제도화에 기인하는 것이라면, 1980년대 이후 비정규직 증가는 노동시장 유연화와 맞물려 진행되고 있다는 점에서 질적인 차이가 있다.

) Cappelli(1995)는 □최근 미국에서 고용관계 변화는 새로운 것이 아니라, 1900년대 초반 미국의 고용관행이 부활하고 있는 것이다□라 하고 있다.

따라서 이 논문에서는 지금까지 연구에서 한 걸음 나아가 1980년대 이래 비정규직이 증가한 원인을 규명하도록 한다. 문제가 발생한 원인을 분명히 할 때만이 문제 해결은 한 걸음 앞당겨질 수 있기 때문이다. 비정규직 증가가 사회경제적으로 미치는 영향 등에 관해서도 연구가 필요하지만, 이것은 추후 과제로 남긴다.

제2절 논문의 구성

제2장 선행 연구 검토에서는 비정규직 증가와 관련된 선행 연구들을 검토하면서 시사점을 찾는다. 제3장 연구방법에서는 연구목적과 연구방법론을 제시하고 이 논문에서 검증할 가설을 수립한다. 제4장 개인의 비정규직 취업 결정요인에서는 KLI 노동패널(가구조사) 1-4차 자료를 사용하여, 노동공급, 노동수요, 노사관계가 현 시점에서 노동자 개인이 비정규직으로 취업할 확률에 미치는 영향을 분석한다. 제5장 기업의 비정규직 사용 결정요인에서는 KLI 사업체패널(사업체조사) 1차 자료를 사용하여, 노동수요, 기업전략, 노사관계가 현 시점에서 기업의 비정규직 사용에 미치는 영향을 분석한다. 제6장 비정규직 증가 원인에서는 거시지표를 사용하여, 노동공급, 노동수요, 노사관계가 1980년대 이래 비정규직 증가에 미친 영향을 시계열 분석하고, 1987∼88년 격변기와 1997년말 외환위기 전후를 통제한 상태에서 전두환·노태우·김영삼·김대중 정권으로 구분하여 시계열 분석한다. 마지막으로 제7장 결론에서는 지금까지 분석결과를 요약하면서 함의를 살펴보고, 논문의 성과와 한계를 정리한다.

제2장 선행 연구 검토

선행 연구 가운데 비정규직이 증가한 원인을 규명하는데 초점을 맞춘 연구는 드물고, 비정규직 노동자들의 노동조건 실태를 분석하거나 기업의 유연성에 초점을 맞춘 연구가 대부분이다. Pfeffer and Baron(1988) 등이 고용의 외부화 내지 비정규직 증가 요인에 초점을 맞추고는 있지만, 내부노동시장론을 출발점으로 하여 여러 가지 요인을 병렬적으로 제시하는 수준을 벗어나고 있지 않다. 이밖에 연구는 주로 양적 또는 질적 분석을 수행한 뒤 분석 결과로부터 시사점을 찾는 경우가 대부분인데, 이들도 내부노동시장론 내지 고용유연화론을 출발점으로 삼고 있다는 점에서 크게 다르지 않다.

제1절에서는 다수의 연구가 출발점으로 삼고 있는 내부노동시장론과 Pfeffer and Baron(1988)을 살펴본다. Atkinson(1984, 1987)의 핵심-주변부 모델을 둘러싼 유연성 논쟁과 Way(1992)의 노동력 혼합전략을 살펴보고, 기업의 유연성에 초점을 맞추어 진행된 영미권에서 연구 경향을 비판하면서 국가와 제도의 역할을 강조한 Kalleberg(2001)를 살펴본다. 제2절에서는 양적 분석 방법론을 사용한 선행 연구들을 횡단면 분석(가구조사, 사업체조사)과 시계열 분석(거시지표) 등 연구방법론에 따라 구분하여 살펴본다. 이것은 개인의 비정규직 취업 결정요인(제4장), 기업의 비정규직 사용 결정요인(제5장), 1980년대 이래 비정규직 증가 원인(제6장)을 분석하기에 앞서, 선행 연구들로부터 연구방법론과 관련된 시사점을 찾기 위함이다.

제1절 연구문헌

1. 내부노동시장론

내부노동시장론은 Kerr(1950)의 구조화된 노동시장(structured labour markets)에서 기원을 찾을 수 있다. 그러나 내부노동시장론이 광범하게 수용된 것은 Doeringer and Piore(1971)부터이다. 이들은 내부노동시장을 □경제 변수가 가격, 배분, 훈련을 통제하는 외부노동시장과 구분되는, 일련의 관리 규칙과 절차가 노동의 가격과 배분을 지배하는 관리단위□로 정의한다. 내부노동시장의 형성 요인으로는 숙련의 특수성, 현장훈련, 관습법이 중요하며, 내부노동시장은 노동자와 기업 모두에게 효율성 측면에서 편익을 제공한다고 주장한다. Williamson et al.(1975)은 거래비용 가설을 노동시장에 적용하여, □대기업에서 노동자들의 행동을 지속적으로 감독하는 것은 쉽지 않고 비용이 많이 든다. 발생가능한 모든 상황을 예측하여 노동자들이 담당할 과업과 적절한 대응을 미리 계약으로 정하는 것은 어려운 일이다. 더욱이 특수적 과업에 숙련된 노동자들은 그들의 독점적 지위를 이용하여 특수적 보상을 요구하는 기회주의적 행동을 할 가능성이 있다. 이에 비해 내부노동시장은 노동자들을 감독할 필요성과 기회주의적 행동 인센티브를 줄이는 일련의 규칙과 절차를 제공한다□고 주장한다.

) Osterman(1987)은 Doeringer and Piore(1971)는 특수적 훈련을 강조하는 인적자본론과, 노동자의 행위를 규율하는 규범과 규칙의 발전에 관한 사회학적 논의, 선임권에 기초한 승진과 임금제도를 촉진한 노동조합의 행위를 단순 나열한 것으로, 이론적 측면에서 취약하다. 즉 개인의 행위 극대화를 가정하는 인적 자본론과, 이러한 가정과 무관한 사회학적 논의 및 노동조합 행위를 나열함으로써, 일관된 설명력을 결여한 채 단순히 고려 사항을 제시한 것에 불과하다고 비판한다. 이에 비해 Williamson et al.(1975)에 대해서는 이론적 측면에서 좀더 일관성이 있다고 평가한다.

이에 대해 Osterman(1984, 1987)은 □내부노동시장은 효율성을 제약하는 측면도 있기 때문에, 효율성만을 기준으로 내부노동시장의 형성과 변화를 설명할 수는 없다□고 비판한다. 그는 직무구분과 정의, 배치전환, 고용안정, 임금규칙을 기준으로 하여, 하위 고용 시스템(Employment Subsystem)을 생산직(industrial), 사무직(salaried), 직종(craft), 2차(secondary) 4가지 유형으로 구분하고, 기업이 어떤 유형을 선택하는가는 기업의 목적과 제약조건의 상호작용에 의해 결정된다고 주장한다. 기업의 목적으로는 비용절감, 예측가능성 최대화(불확실성 최소화), 유연성 3가지를 들고, 제약조건으로는 물리적 기술(숙련, 위험, 구성), 사회적 기술, 노동력의 성격, 정부 정책 4가지를 들고 있다.

) 구성(configuration)은 갖가지 잡다한 물리적 속성의 집합을 의미한다. 특정 기술을 사용할 때 작업흐름이 더 쉽게 끊어질 수도 있고, 작업량의 조정이 어려울 수도 있다. 조정이 어렵고 비용이 많이 들수록 기업은 안정적이고 예측가능한 노동력의 사용에 우선순위를 두게 된다.(Osterman, 1987)

Gordon, Edwards and Reich(1982)는 □2차 세계대전 이후 노동운동이 고양되자 자본가들이 새로운 노동통제 전략의 일환으로 노동시장 분단을 통한 분할지배방식을 도입□한데서 내부노동시장이 형성된 기원을 찾는다. 이들은 □신고전파 경제학자와 제도학파 이중노동시장론자들은 기술적 효율성의 극대화라는 기술결정론에 서 있다. 그러나 기업 내부의 노동조직 체계나 직무구조는 기술적 측면에서가 아니라, 자본가의 계급적 이익의 유지, 방어라는 측면에서 이해되어야 한다. 즉 노동자들의 집단적이고 조직적인 저항이 증가하는 가운데, 노동자들의 분할 지배를 목적으로 자본가들이 인위적으로 설정한 기업 내부의 위계적 노동조직 체계가 노동시장 분단의 주요 요인□이라는 것이다. 이들은 노동시장이 분단된 원인을 독점자본의 강화와 관료적 노동통제 및 제도에서 찾으면서, 노동시장 구조를 근본적으로 변화시키지 않는 한 저소득, 빈곤, 실업, 노동력 차별 등의 문제를 해결할 수 없다고 주장한다. 이에 비해 Jacoby(1985)는 20세기 초 미국에서 감독들이 현장 권력을 장악하고 전권을 휘두르던 열악한 노동조건(Drive System)을 개혁하기 위한 방안으로 내부노동시장이 형성되었고, 내부노동시장 형성 과정에서 노동조합과 인사부서, 정부 등의 행위주체가 담당한 역할을 강조하고 있다.

지금까지 살펴본 이론들은 강조점에 따라 내부노동시장론, 이중노동시장론, 분단노동시장론 등 다양한 형태로 불리우고 있지만, 내부노동시장 분석에 초점을 맞추고 있다는 점에서는 공통점이 있다. 이에 비해 Pfeffer and Baron(1988)은 내부노동시장론을 출발점으로 삼아 고용의 외부화를 분석하고 있다. 이들은 고용의 외부화를 장소의 외부화, 고용기간 단축을 통한 외부화, 관리통제의 외부화로 구분하고, 고용의 외부화에 영향을 미치는 요인들을 노동공급, 노동수요, 이해관계자로 구분하여 검토하고 있다. 노동공급 측면에서는 첫째, 기혼여성, 노령인구가 증가하는 등 노동력 구성에 변화가 발생했다. 이들은 설령 비정규직 일자리를 선호하지 않는다 하더라도 노동시장 내에서 취약한 지위로 말미암아 비정규직 일자리를 수용할 가능성이 높은 계층이다. 둘째, 평생직장에서 평생고용으로 사회 규범과 취업관이 변화했다. 셋째, 컴퓨터 보급으로 작업감독과 성과측정이 쉬워졌고, 내부노동시장에서 감독할 필요성과 기회주의가 발생할 가능성이 감소했다. 넷째, 파견업체가 증가하고 제도화되었다.

노동수요 측면에서는 첫째, 정규직을 채용할 때 부담해야 할 기업복지, 해고비용 등 노동비용을 절감할 수 있다. 고용변동성이 크고 고용조정이 어려운 기업일수록, 임금수준이 높고 기업복지가 잘된 기업일수록, 비정규직 사용과 아웃소싱이 많다. 둘째 경제환경이 변화하면서 유연성과 비용절감 압력이 증가했다. 국내외 경쟁이 격화되고, 경제환경의 불확실성이 증가하면서 고정자본의 진부화 속도가 빨라졌고, 정보화와 회계시스템의 발달로 비용 비교가 쉬워졌다. 셋째, 경기침체와 기업도산, 기업의 생산성 강조로 노동조합의 저항과 조직화 노력이 강화되는 상황에서, 고용의 외부화는 노동조합 회피에 도움이 된다. 넷째, 기술변화로 필요한 인력을 구할 수 없는 상황에서 고용의 외부화는 비경제활동인구의 노동시장 진입을 가능하게 해 잠재적으로 노동공급이 증가하고, 희소 기능을 가진 노동자들을 여러 기업이 공유할 수 있게 하며, 정규직으로 채용하기에 앞서 스크린(screen) 기능을 가능하게 한다.

고용의 외부화에 영향을 미치는 이해관계 당사자로는 노동조합과 인사부서, 정부가 있다. 첫째, 노동조합은 고용의 외부화에 반대한다. 그러나 노동조합이 조직된 기업은 핵심 노동자층을 견제하기 위해 주변부 노동자를 사용하려는 유인이 증가한다. 따라서 노동조합이 조직된 기업에서 고용의 외부화는 노동조합의 저항력에 달려 있다. 둘째, 인사부서는 핵심 노동력의 보호와 관료적 통제가 보장되는 한도 내에서 고용의 외부화를 선호한다. 그러나 인사부서의 권한을 약화시키는 외부화에 대해서는 반대한다. 셋째, 정부가 청소·교정·소방 업무를 민간업체에 아웃소싱하면 그만큼 고용의 외부화 관행이 정당화되고 확산된다. 그러나 정부는 고용의 외부화로 말미암아 사회보장 비용이 증가하고 조세수입이 감소하는 측면 또한 고려하지 않을 수 없다.

Lautsch(2002)는 Osterman(1987)의 하위 고용 시스템을 출발점으로 삼아 기업의 비정규직 관리 방식을 4가지 유형으로 구분하고 있다. 즉 기업은 기술(기업특수적 숙련, 위험, 구성), 힘과 정치(규범, 노동자 집단간 갈등, 노조 역할), 환경(외부노동시장, 정부 규제, 제도적 동형화)이라는 제약조건 속에서, 비용절감과 유연성이라는 기업의 목적을 충족시키기 위해 비정규직 고용 하위 시스템을 설계한다. 기업의 목적과 기술 구성을 기준으로 분리형, 계절형, 통합협, 이중형 등 4가지 유형으로 구분이 가능하며, 이것은 다시 작업관행(직무정의, 임금규칙, 정규직전환)과 결과(보상, 숙련, 이직)를 규정한다. 특히 기업의 비정규직 사용 목적이 유연성이냐 비용절감이냐는 작업관행과 보상에 결정적인 영향을 미치는데, 목적이 유연성일 때는 정규직과의 차별대우가 심하지 않지만, 비용절감일 때는 차별대우가 심하고 정규직과 비정규직간에 갈등도 심하다는 점을 강조하고 있다.

) 특히 작업흐름, 작업배치, 작업시기의 조정 또는 변경이 가능한지 여부를 중시하고 있다.

[표2] 비정규직 고용 유형

		1. 계절형 (Seasonal)	2. 통합형 (Integration)	3. 이중형 (Two-tier)	4. 분리형 (Seperation)
목적		유연성	유연성	비용절감	비용절감
생산 기술	숙련특수성, 위험	낮다	동일	동일	낮다
	구성(작업분리)	가능	불가능	불가능	가능
작업 관행	직무정의	단순직무 (직무세분)	동일직무 (같은 팀)	동일직무 (같은 라인)	단순직무 (직무세분)
	임금규칙	낮다	동일	낮다	낮다
	정규직전환	일부 채용	일부 채용	불가	불가
노동결과	보상	낮다	동일	낮다	낮다
	훈련	짧다	동일	최소 훈련	짧다
	이직	보통	높다	장기임시근로	장기임시근로
기타	정규직 반응	계절적으로 위협 느낌	환영 (완충장치)	갈등극심	무관심
	차별대우	차별적음	동등대우	차별대우	차별대우
	생산성	동등	동등	낮다	낮다
사례		텔레마켓팅(여름 한철 바쁨)	신제품개발(짧은제품 주기,수요변동 극심)	대량생산 (3교대풀가동)	아프터서비스 (저렴한비용, 신속한서비스)
자료: Lautch(2002)의 Sarco, Polaroid사 사례분석 재구성

2. 핵심-주변부 모델과 유연성 논쟁

Atkinson(1984, 1987)은 유연기업론(flexible firm)에서 □주어진 숙련 수준에서 기업은 수량적 유연성과 기능적 유연성 양자를 동시에 필요로 한다. 기업은 핵심 노동자들로부터는 기능적 유연성, 주변부 노동자들로부터는 수량적 유연성을 추구한다. 기업특수적 숙련이 증가할수록 기능적 유연성을 제고할 필요성이 증가하지만, 수량적 유연성을 추구하는 기업은 기능적 유연성을 추구할 능력이 제약된다. 따라서 수량적 유연성보다 기능적 유연성을 제고하는데 초점을 맞추어야 한다□고 강조한다. 애킨슨의 핵심-주변부 모델은 이후 경영자들과 정부 정책 담당자들의 사고에 많은 영향을 미쳤고, 다양한 측면에서 유연성 논쟁을 불러 일으키는 계기가 되었다. 애킨슨의 핵심-주변부 모델은 이중노동시장론에 입각한 것으로 볼 수 있는데, □⑴ 핵심은 기능적 유연성, 주변부는 수량적 유연성 ⑵ 주변부는 핵심 노동자 보호를 위한 완충장치□ 가설을 둘러싸고 진행된 논쟁 가운데 이에 대한 비판을 중심으로 살펴보면 다음과 같다.

Cappelli(1995)는 □최근 고용관계 변화는 경제적 효율성, 노동통제 강화, 노동조합 요구 등이 한데 맞물려, 제1차 세계대전 이래 미국에서 형성된 내부노동시장을 파괴하고 있다. 최근 증가하고 있는 하도급, 비정규직, 성과급, 관리자의 임의재량, 자율적 작업조직은 새로운 것이 아니라, 1900년대 초반 미국의 고용관행이 부활하고 있는 것이다. 이러한 고용관계 변화는 1980년대 이래 경쟁의 격화, 시장의 변화, 새로운 경영철학, 노동조합운동의 쇠퇴, 정부의 정책 변화, 노동법의 미비에서 비롯된다. 핵심-주변부 모델은 비정규직 사용에 따른 수량적 유연성 증가를 핵심 노동자 보호를 위한 완충장치로 해석하지만, 미국, 영국, 호주, 뉴질랜드에서 그러한 증거는 발견되지 않는다. 구조조정은 내부노동시장에서 안정적 지위를 누려온 핵심 노동력이라 할 수 있는 관리직과 중고령·고학력 노동자까지 강타하고 있다□라 비판하고 있다.

이에 대해 Benson(1995)은 □Cappelli(1995)는 총량적인 거시지표를 분석한 나머지, 실제 개별 기업에서 벌어지는 일들을 놓치고 있다. 내부노동시장에는 다양한 유형이 있고, 개별 기업이 취할 수 있는 경영전략도 다양하다. 핵심-주변부 모델은 한 가지 유형이고, 경쟁우위의 원천으로 인적자본을 중시하는 유형도 있다. 비정규직 사용은 단기적으로 이득이 되지만 장기적으로 생산성을 담보할 수 없다. 현장노동운동이 부활할 가능성도 배제할 수 없고, 내부노동시장이 강화되는 산업도 생겨날 것이다. 당분간 비정규직 증가 추세가 계속되고 내부노동시장에 영향을 미치겠지만, 그렇다고 해서 내부노동시장이 무너지고 있다고 결론을 내리기는 이르다□며 유보적인 태도를 취하고 있다.

Smith(1994, 1997)는 복사기 서비스 업체 사례분석을 토대로, □기업은 기능적 유연성과 수량적 유연성 혼합전략을 사용하고 있다. 핵심-주변부 모델은 핵심 노동자와 비정규직 노동자가 서로 분리된 이중 부문에서 노동한다고 가정하지만, 실제는 동일한 사업장, 동일한 노동과정에서 함께 일하고 있다. 비정규직 노동자들은 중층화되어 있고 이질적이다. 핵심 노동자들은 비정규직과 한 팀으로 구성되면 팀단위 작업성과를 평가할 때 불리하다며 기피하고, 비정규직 노동자들에 대한 관리 업무까지 떠맡고 있어 작업 팀 내에서 긴장과 갈등이 발생하고 있다. 고성과 작업조직에서 다운사이징과 비정규직 사용은, 정규직에게 기업의 요구에 순응하지 않으면 어떤 일이 발생할 것인지를 암시함으로써, 정규직 노동자의 몰입과 노동강도를 강화하고 있다. 그러나 고용불안이 심화되는 속에서 노동자의 몰입과 노동강도 강화가 강조되는 것은 아이러니□라며 핵심-주변부 모델의 지속 가능성에 의문을 제기한다.

Ackroyd and Procter(1998)는 영국 200대 기업에 속하는 제조업체를 조사한 결과, 애킨슨 모델이 핵심 노동자의 숙련 향상을 지나치게 강조하고 있다고 비판한다. 즉 □영국 제조업 대기업들은 고도로 훈련된 핵심 노동력이나 신기술 투자에 의존하지 않고, 표준적인 기술과 미숙련·반숙련 노동자들로 구성된 자율적인 작업 팀, 외부의 생산자원 활용 등을 결합하여 생산하고 있다. 노동자들은 특권적 지위나 고용안정을 누리고 있지 않고, 하청노동이나 하도급업자와 경쟁하고 있다. 기능적 유연성은 핵심 노동자가 높은 수준의 숙련을 획득해야 가능한 것도 아니고, 수량적 유연성은 미숙련 노동자들로부터만 획득 가능한 것도 아니다. 애킨슨 모델이 주변부 노동자는 수량적 유연성, 핵심 노동자는 기능적 유연성으로 등치시킨 것은, 핵심 노동자들로부터 수량적 유연성, 주변부 노동자들로부터 기능적 유연성을 끌어낼 수 있는 기업의 능력을 과소평가한 것이며, 핵심과 주변부 노동자가 같은 부서에서 동일한 업무를 수행하는 현실을 간과한 것이다□고 비판한다.

Osterman(2000)은 1992년과 1997년 전국사업체조사를 분석한 결과, □구조조정이 계속된 1990년대 미국에서는 고성과 작업조직이 계속 확산되었다. 그러나 고성과 작업조직을 도입한 사업체일수록 일시해고 비율이 높고, 노동자들에게 추가 보상도 이루어지지 않았다. 이것은 고성과 작업조직이 노사 쌍방에게 공동 이익이라는 기존의 주장과 배치되는 결과이다. 비정규직으로 고성과 작업조직을 운영하는 것은 어려우므로, 고성과 작업조직을 도입한 사업체일수록 비정규직과 아웃소싱 비율은 낮다.□라 하여 실증분석 결과를 토대로 핵심-주변부 모델을 비판하고 있다.

이에 비해 Cappelli and Neumark(2001)는 □기업은 기능적 유연성과 수량적 유연성을 동시에 추구하고 있다. 비정규직을 많이 사용하는 기업일수록 정규직의 비자발적 이직이 유의미하게 높다. 이것은 비정규직이 정규직의 완충장치로 사용되고 있다는 핵심-주변부 모델의 가설과 배치된다. 그러나 기능적 유연성은 제조업에서는 자발적·비자발적 이직과 (-), 비정규직 사용과 (+) 상관관계에 있고, 비제조업에서는 자발적·비자발적 이직, 비정규직 사용과 (+) 상관관계에 있다. 기능적 유연성을 추구하는 기업일수록 비정규직을 많이 사용하고 있는 것은, 핵심-주변부 모델의 완충장치 가설을 뒷받침한다. 기능적 유연성 또는 고성과 작업조직이 확산될수록 노동자들의 고용불안은 심화되고 비정규직이 증가한다□라 하여, Osterman(2000)과 다른 결과를 제시하고 있다.

3. 노동력 혼합전략

핵심-주변부 모델에서 □핵심 노동자 보호를 위한 완충장치□ 가설에 대한 비판은 노동력 혼합전략으로 이어진다. Way(1992)는 기업이 기능적 유연성과 수량적 유연성을 혼합하여 사용하는 전략을 3가지 유형으로 구분한다. 첫째 유형은 정규직 핵심 노동자를 보호하기 위해 임시직을 사용하는 핵심-주변부 모델(core-periphery model)로, 제품시장의 변동성(경기변동, 계절변동, 특수 프로젝트, 짧은 제품 수명)이 큰 기업에서 정리해고에 따른 고용조정 비용을 축소하기 위해 사용하는 전략이다. 그러나 핵심-주변부 모델은 □정규직 핵심 노동자는 정리해고 하지 않는다□는 기업 철학과 높은 교육훈련투자와 기술변화, 주변부 일자리를 수용할 의사가 있는 노동자들의 풍부한 공급이라는 조건이 충족되어야 가능한 전략이다. 둘째 유형은 최소 비용으로 최대 생산성을 확보하기 위해 장기임시직(permanent temporary)을 사용하는 최적 혼합전략(optimal-mix strategy)이다. 최적 혼합전략은 정규직 핵심 노동자 보호를 목적으로 하지 않고, 기업특수적 숙련보다 일반숙련을 필요로 하는 일자리에 적합하며, 임시직과 정규직이 같은 업무에 종사하고, 임시직과 정규직 간에 생산성 차이가 크지 않다. 셋째 유형은 일시적으로 결원이 있거나 24시간 풀 가동하는 기업에서 필요한 인력을 충원할 수 없어 부득이 채택하는 제약된 선택전략(constrained choice strategy)이다. 이들 기업은 정규직 충원을 원하지만, 노동공급 제약과 그에 따른 생산 차질을 막기 위해 임시직을 사용한다.

Tsui et al.(1995)은 한편에서는 구조조정으로 실업자와 임시직, 독립도급 등 비정규직이 증가하고, 다른 한편에서는 고성과 작업조직, 참여프로그램, 반자율 팀제 등이 증가하는 역설적인 현상을 어떻게 설명할 것인가에서 출발한다. 경쟁 환경에 직면한 기업은 채용과 해고의 유연성(수량적 유연성), 노동자 몰입이 제공하는 노동과정의 유연성(기능적 유연성)을 동시에 필요로 하고, 기업은 직무중시(job-focused), 조직중시(organization-focused) 고용관계를 혼합해서 대처한다. 수량적 유연성은 직무중시, 기능적 유연성은 조직중시 고용관계로 귀결되지만, 두 유형 중 어느 하나만 추구하는 기업은 드물고 대다수 기업이 두 유형을 동시에 사용하며, 각 유형에 속하는 노동자들의 비율에 차이가 있다. 혼합형 전략을 추구하는 기업은 핵심과 주변부 모두 비정규직을 사용한다. 예컨대 임원을 계약직으로 채용한다든지, 교육훈련을 아웃소싱한다든지, 장기임시직(permanent temporary)을 사용한다든지 한다. 그러나 혼합형 전략은 불안정하고 노동자들에게 혼란을 초래하며 내적 형평성에서 강력한 비판에 직면할 수 있다.

다음으로 이들은 전략적 선택이론, 자원의존이론, 형평성 이론, 제도화 이론 등을 동원하여 각 유형의 선택에 미치는 결정요인을 24개 명제로 제시하고 있는데, 이들 명제는 예시 차원에서 제시된 것으로 실증분석을 통해 검증되어야 할 성격의 것으로 판단된다.([표3] 참조)

[표3] 사용자의 고용관계 유형 선택에 영향을 미치는 요인과 명제

결정요인		명제	사용자가 조직중시·직무중시 고용관계를 사용할 가능성
기업 외적 요인	정부 규제	1	고용안정이 법적으로 보호받는 일자리는 조직중시, 법적으로 보호받지 못 하는 일자리는 직무중시
		2	정부 조직과 정부 의존도가 높은 기업은 조직중시
	제도적 정당성	3	동종 산업 내 기업은 유사한 고용관계
		4	모범적 사용자로 인정받고 싶은 기업은 조직중시
		5	동일 네트워크에 있는 기업은 유사한 고용관계
	경제발전	6	경제적으로 발전된 사회의 기업은 조직중시
	노동력 성격	7	노동공급이 과잉인 일자리는 직무중시, 부족한 일자리는 조직중시
		8	여성, 소수인종은 직무중시
		9	고학력자는 저학력자보다 조직중시
	환경 기술	10	제품수요의 변동성이 크지만 예측 가능하면 직무중시
		11	제품·서비스 수요의 불확실성이 클수록 조직중시
		12	기술의 불확실성, 복잡성, 변화속도가 크면 조직중시
기업 내적 요인	사업전략	13	차별화전략 추구 기업은 조직중시, 비용우위전략 추구 기업은 직무중시
	조직 구조	14	분권화된 기업은 조직중시, 집중화된 기업은 직무중시
		15	대기업은 중소기업보다 조직중시와 직무중시 양자 사용
	전통 선호	16	기업문화가 통합적이면 어느 하나, 차별화·파편화된 기업은 양자 혼합
		17	혁신, 인간존중, 팀지향을 강조하는 기업은 조직중시
		18	재무부서 출신 임원이 운영하는 기업은 직무중시
		19	임원의 배경이 동질적이면 어느 하나, 이직적이면 양자 혼합
	노조	20	노사관계가 협조적이면 조직중시, 대립적이면 직무중시
	직무 성격	21	기술, 정보, 기능이 복잡한 기업은 직무중시
		22	성과 평가 가능성이 높은 일자리는 직무중시, 낮은 일자리는 조직중시
		23	다른 직무와 대인관계 접촉이 높은 일자리는 조직중시
		24	기업의 전략 집행에 핵심적인 일자리는 조직중시
자료: Tsui et al.(1995)에서 재구성

Lepak and Snell(1999)는 □고용의 내부화와 외부화는 편익과 비용이 있다. 고용의 내부화는 거래비용을 줄이고 기업에 축적된 인적자본의 안정성을 증진시키지만, 관료제 비용을 유발하고 환경 변화에 대한 적응력을 약화시킨다. 고용의 외부화는 간접비용과 관리비용을 줄이고 조직의 유연성을 증대시키지만, 장기적으로 중요한 핵심 기능과 능력의 발전을 저해한다. 지금까지 전략적 인적자원관리론은 대부분 어느 하나의 고용양식을 최선의 것으로 간주하고 이론을 전개해 왔다. 그러나 모든 노동자가 기업에 전략적으로 동등한 중요성을 갖는 지식과 숙련을 보유하고 있는 것은 아니다. 거래비용 가설, 인적자본론, 자원의존이론이 공통적으로 강조하는 인적자본의 가치와 특유성을 기준으로 고용양식을 구분하면, 내부육성, 취득, 계약, 협력 4개 유형으로 구분되며, 이들 고용양식은 기업의 인적자원관리 구성에 서로 다른 영향을 미치고 있다. 기업은 어느 하나의 고용양식을 사용하는 대신 기업이 필요로 하는 인적자본의 가치와 특유성에 따라 여러 고용양식과 인적자원관리 구성을 혼합하여 사용한다. 환경과 경쟁의 성격이 변화하면 기존에 축적된 지식과 숙련이 진부화되고 경쟁우위가 상실된다. 그러나 교육훈련 투자를 통해 인적자본의 가치와 특유성을 제고하면 새로운 경쟁우위를 확보할 수 있다□라 하고 있다.

[표4] 인적자본의 특징과 고용양식, 인적자원관리

인적자본의 특유성	고	고용양식 : 협력 인적자원관리 : 협력	고용양식 : 내부육성 인적자원관리 : 몰입
	저	고용양식 : 계약 인적자원관리 : 복종	고용양식 : 취득 인적자원관리 : 시장기반
		저	고
		인적자본의 가치
자료: Lepak and Snell(1999)에서 재구성

4. 국가·제도의 역할

지금까지 살펴본 문헌들은 모두 영미권에서 진행된 연구 결과들이다. 이에 대해 Kalleberg(2001)는 □미국, 영국, 카나다 등 영미권에서 유연성에 관한 연구는 기업 중심적이고 사용자의 선택을 강조하는 경향이 있다. 이것은 이들 국가의 특징인, 국가나 제도가 사용자의 의사결정에 미치는 영향이 미미한, 탈규제화된 노동시장과 고용관계를 반영한다. 그러나 영미권 바깥으로 비교 대상을 확대하면, 사용자의 노동력 활용전략을 규정하는 정치, 경제, 사회제도와 국가의 역할을 중시할 필요가 있다. 어느 나라든 기업은 경쟁, 기술변화, 노동력 구성의 변화에 조응하기 위해 유연성을 추구하지만, 기업이 선택할 수 있는 노동력 활용전략의 유형은 각국의 제도적 환경에 달려 있다.□라며 국가와 제도의 역할을 강조하고 있다.

실제로 고용보호 수준이 낮거나 파견업체에 대한 제약이 적은 미국, 카나다의 기업은 유럽, 일본의 기업보다 수량적 유연성 전략을 선택하는 경향이 강하다.(Clarke, 1992; Smith et al., 1995) 스페인에서는 1980년대 중반 계약근로에 대한 규제를 완화하면서 임시근로가 매우 빠른 속도로 증가했다.(Toharia and Malo) 독일에서는 강력한 노동조합, 직종별 노동시장, 직업훈련시스템 때문에 주변부 노동력이 확대되지 못하고 기능적 유연성이 촉진되었다.(Lane, 1989; Kern and Schumann, 1987) 그러나 동남아시아에서는 노동조합의 저항이 미약하기 때문에 수량적 유연성 전략을 선택하는 경향이 강하다. 이러한 수량적 유연성 전략은 다시 비정규직 증가와 조직노동의 주변화를 초래하고 있다.(Deyo, 1997)

제2절 실증분석

1. 횡단면 분석(가구조사)

가구조사 자료를 사용하여 개인의 비정규직 취업 결정요인을 횡단면 분석한 연구는 Belman and Golden(2000), Polivaka et al.(2000), 안주엽(2001) 등 소수이다. 그러나 이들 연구는 성별혼인, 학력, 연령 등 인적속성의 통계적 유의성을 분석하는데 초점을 맞춘 나머지, Belman and Golden(2000)만 일자리속성을 변수로 사용하고 있을 뿐 다른 연구는 일자리속성을 변수로 사용하지 않고 있다. 더욱이 노조유무를 변수로 사용하여 노조효과를 분석한 연구는 없다. 따라서 가구조사를 사용하여 개인의 비정규직 취업에 미치는 영향을 분석함으로써 도출 가능한 함의를 충분히 끌어냈다고 볼 수 없다. 이들 연구를 모형과 변수의 설계에 초점을 맞추어 살펴보면 다음과 같다. ([부표1] 참조)

Belman and Golden(2000)은 인적속성(남녀, 연령, 혼인, 학력, 인종)과 일자리속성(산업, 직종, 지역)이 한시근로자일 확률에 미치는 영향을 프라빗 분석한 뒤, □학력을 제외한 인적속성과 일자리속성 모두 유의미하다□는 결과를 제시하고 있다. Polivaka et al.(2000)은 정규직을 비교기준으로 할 때, 인적속성(남녀, 연령, 혼인, 학력, 인종)이 파견근로, 호출근로, 임시근로, 용역, 독립도급, 파트타임 등으로 취업할 확률에 미치는 영향을 프라빗 분석한 뒤, □고용형태 별로 설명변수가 미치는 영향이 다르다□는 결과를 제시하고 있다. 안주엽(2001)은 KLI 노동패널 1-2차년도 자료를 사용하여, 남녀, 연령, 혼인, 학력, 가구주 관계, 건강문제, 가구소득, 지역, 신규취업 여부, 전직장 비정규/비임금근로 여부, 취업연도가 자기선언적 비정규직일 확률에 미치는 영향을 프라빗 분석했다. 그러나 다양한 변수를 포함시키는 과정에서 일부 오류가 있은 것으로 보이는데, 예컨대 경제위기 효과의 대위변수로 사용한 취업연도는 근속년수를 의미하고, 정규직/비정규직이 근속년수를 좌우한다는 점을 감안할 때, 취업연도(근속년수)를 설명변수로 사용한 것은 오류라 할 수 있다.

2. 횡단면 분석(사업체조사)

사업체조사 자료를 사용하여 기업의 비정규직 사용 결정요인을 분석한 연구는 Montgomery(1988), Harrison and Kelly(1993), Davis-Blake and Uzzi(1993), Abraham and Taylor(1996), Uzzi and Barsness(1998), Houseman(2001), Gramm and Schnell(2001), 이상우(2001), 김동배·김주일(2002) 등 상대적으로 풍부한 편이다. 이것은 다수의 연구가 기업이라는 노동수요 측면에서 비정규직이 증가한 원인을 찾기 때문인 것으로 해석된다. 그러나 사업체조사를 분석한 선행 연구는 기업규모, 노조효과, 고용변동성, 인건비 등 많은 항목에서 서로 반대되는 결과를 제시하고 있다. 심지어 동일한 자료를 분석한 경우에도 전혀 다른 결론이 도출되기도 한다. 이것은 연구 목적과 모형의 설계, 종속변수와 설명변수의 차이 이외에, 사업체 조사가 갖는 한계인 표본의 대표성과 신뢰성에서 비롯된 측면이 큰 것으로 판단된다. 따라서 사업체조사를 분석하거나 결과를 해석할 때는 매우 신중해야 한다는 시사점을 얻을 수 있다. 선행 연구들을 분석모형과 변수의 설계에 초점을 맞추어 살펴보면 다음과 같다. ([부표2] 참조)

) 예컨대 KLI 1차 사업체패널 학술대회에서 동일한 자료를 분석했음에도 이병훈·김동배(2003)는 유의미한 (+), 박우성(2003)은 유의미한 (-), 노용진·원인성(2003)과 김유선(2003c)은 유의미하지 않다고 노조효과를 달리 보고하고 있다.

먼저 애킨슨의 □완충장치 가설□을 뒷받침하는 연구로는 Davis-Blake and Uzzi(1993)를 들 수 있다. 이들은 □고용의 내부화는 노동자의 안정과 기업의 통제력을 증대시키고, 고용의 외부화는 기업의 유연성을 증대시킨다. 양자는 상호보완 관계이고 결정요인이 동일하다. 고용 외부화 가설은 고용 내부화 가설을 출발점으로 삼아 발전시켜야 한다□고 제안한다. 통제변수로는 기업속성, 설명변수로는 고용비용(부가급여, 기업특수적 숙련), 외적 통제(고용변동, 노조조직률, 정부의 차별행위 감독), 관료적 통제(관료화 수준, 사업체 규모, 복수사업장), 직무 복잡성(대인관계, 정보, 기술 복잡성)을 사용하여, 이들 변수가 임시근로와 독립도급 사용에 미치는 영향을 로짓분석 했다. 분석결과 □고용변동성은 유의미한 (+) 영향을 미치지만, 인건비는 유의미한 영향을 미치지 않는다□라 하여, 완충장치 가설을 지지하고 있다.

그러나 이밖에 연구는 대부분 완충장치 가설을 기각하고 있다. Montgomery(1988)는 기업속성, 인건비, 고용유연성, 노조조직률이 파트타임 사용에 미치는 영향을 분석한 결과, □인건비는 유의미한 영향을 미치지만, 고용유연성은 유의미한 영향을 미치지 않는다.□라 하여 완충장치 가설을 기각하고 있다. 이밖에 노조효과와 관련해서는 □유의미하지 않거나 유의미한 (-)□라 보고하고, 기업규모와 관련해서는 □기업규모가 클수록 파트타임 사용비율이 낮다.□라 보고하고 있다. 그러나 분석 결과에서 인건비(기업복지비중)를 살펴보면 □종속변수가 파트타임 사용비율일 때는 유의미한 (+), 5% 이상 사용일 때는 유의미한 (-), 10% 이상 사용일 때는 유의미하지 않다□로, 동 분석 결과는 신뢰하기 힘든 것으로 판단된다.

Abraham and Taylor(1996)는 제조업체에서 청소경비, 기계보수, 설계제도, 회계, 컴퓨터 등 5개 직종의 용역 성향에, 기업속성, 노동수요 변동성, 인건비, 노조유무가 미치는 영향을 순위 프라빗 분석 했다. 이들은 용역의 증가 원인으로 □⑴ 내부노동시장이 형성된 고임금 사업체에서 미숙련 노동자에게 낮은 임금을 지급하면 내부적으로 형평성 문제가 야기되므로 인건비 절감을 목적으로 용역이 증가한다 ⑵ 제품수요의 변동성이 크고 불확실할수록 완충장치로서 용역이 증가한다 ⑶ 전문화된 용역 서비스는 규모의 경제 때문에 소기업 또는 대도시에서 증가한다□ 등 3가지 가설을 검증한 결과, □첫째, 셋째 가설은 지지되고 둘째 가설은 지지되지 않는다. 종속변수가 청소경비일 때만 경기변동이 유의미한 (+)이고, 그밖에는 경기변동과 계절변동 모두 유의미한 (-)이거나 유의미하지 않다.□라 하고 있다. 노조효과에 대해서는 유의미하지 않다고 보고하고 있다.

Houseman(2001)은 파견근로, 단기고용, 파트타임, 호출근로 사용비율과 사용여부를 종속변수로 하고, 기업속성, 노동수요(실업률, 계절변동, 경기변동), 인건비(부가급여), 노사관계(노조조직률)를 설명변수로 하여 분석했다. 그녀는 토빗분석 결과에서 □종속변수가 파견근로일 때 경기변동과, 단기고용일 때 계절변동만 유의미한 (+)이고, 그밖에는 유의미한 (-)이거나 유의미하지 않다□라 하여 완충장치 가설을 기각하는 분석 결과를 제시한 뒤, 인사담당자들 다수가 □임금은 정규직과 동등하게 지급하지만 부가급여까지 포함하면 정규직보다 적게 지급한다□고 응답했고, 토빗분석 결과 □파견근로와 호출근로에서 기업복지가 유의미한 (+)□임을 근거로, 기업의 인건비 절감에 주목하고 있다.

지금까지는 완충장치 가설을 중심으로 실증분석 결과들을 살펴 봤다. 이밖에 연구를 살펴보면 다음과 같다. Uzzi and Barsness(1998)는 □지금까지 선행 연구는 내부노동시장론을 출발점으로 삼아, 인건비 증가와 시장의 불확실성에 초점을 맞추어 왔다. 그러나 고용유연화론의 성과를 계승하여 일자리속성과 인사관리 관행이 미치는 영향도 고려할 필요가 있다□고 제안한다. 종속변수는 용역과 파트타임 사용여부, 통제변수는 기업속성, 설명변수는 사업체규모, 노사관계(노조조직률, 노사갈등), 지배구조(성과평가제도, 관리감독자비율), 직무기술(직무재조직, 새로운 직무기술), 노동공급(남녀실업률)을 사용하여 순위 로짓분석 했다. 분석결과 ⑴ 비정규직 사용에 따른 득실은 기업구조에 따라 다양하고 복잡하다 ⑵ 기업은 노동비용 절감과 유연성 증대라는 일반 가정만 믿고 비정규직 사용을 결정할 것이 아니라 관리비용과 거래비용이 증가할 가능성도 고려해야 한다 ⑶ 설명변수가 미치는 영향은 고용형태별로 차이가 있다고 결론짓고 있다. 이들은 분석결과에서 □⑴ 사업체 규모가 클수록 비정규직 사용 정도가 증가하고, 사업체 규모 변수가 미치는 영향이 크다 ⑵ 노조 조직률이 비정규직 사용정도에 미치는 영향은 역U자형이다□고 강조한다. 그러나 노조 조직률과 조직률 제곱 모두 계수값이 (+)임을 감안할 때, 노조 조직률이 미치는 영향이 역U자 형이라는 해석은 잘못된 것으로 판단된다.

Gramm and Schnell(2001)은 비정규직, 파견근로, 독립도급, 하도급 사용여부를 종속변수로 하고, 산업특성(하이테크), 노동수요(계절변동, 경기변동), 인건비, 노사관계(노조조직률), 경쟁전략(저비용전략), 정규직채용비용(숙련기간, 스크린방법수)을 설명변수로 하여 로짓분석했다. 그러나 샘플 수가 100개가 안 되고, 종속변수가 독립도급일 때만 F값이 유의미하며, 기업속성 등을 통제하지 않고 분석했다는 점에서 문제가 있다. 더욱이 분석결과를 그대로 해석하면 □기업의 저비용 전략은 비정규직 확대 요인, 노조 조직률은 비정규직 억제 요인□으로 결론지어야 함에도, 본문에서는 결론을 생략한 채 논문 초록에서 □노동조합은 사업장내 비정규직 사용은 저지하지만 하도급은 저지하지 않는다. 하도급 사용여부는 정규직 노동자들의 임금과 정비례 관계에 있다□고 결론지은 것은 납득하기 어렵다.

Harrison and Kelly(1993)는 미국 금속산업에서 정밀기계 하청여부를 종속변수로 하고, 산업수준(매출증가율), 기업수준(기업규모), 공장수준 노사관계(노조유무, 노사협의회유무, 임금수준), 공장수준 생산공정(기계생산공정규모, 제품다양성, 주문전문화, 기계수명)을 설명변수로 하여 로짓분석 하고 있다. 분석결과 □기업규모가 크고, 임금수준이 높고, 제품이 다양할수록 아웃소싱이 많다. 주문전문화 전략을 취하거나 기계생산공정규모가 큰 공장은 아웃소싱이 적다. 노조와 노사협의회가 있는 공장은 아웃소싱이 적지만, 노조가 없고 노사협의회만 있는 공장은 아웃소싱이 많다. 무노조 공장에서 노사협의회는 기업의 수량적 유연성과 기능적 유연성 제고 수단으로 활용되고 있다□라 결론짓고 있다.

이상우(2001)는 비정규직 비율을 종속변수로 하고, 통제변수는 기업속성(기업연한, 기업규모, 업종), 설명변수는 직무특성(기업특유기술, 직무표준화, 최소교육기간), 인사노사관리특성(임금격차, 내부승진원칙, 노사간 갈등), 전략특성(비용우위전략, 차별화전략), 환경특성(환경변화속도, 환경예측가능성, 동종업계추세)을 사용하여 회귀분석한 뒤, □동종업계 추세, 임금격차, 노사갈등은 유의미한 (+)이고 최소교육기간은 유의미한 (-)이며, 다른 변수는 유의미하지 않다□는 분석결과를 제시하고 있다. 즉 비정규직 사용이 관행 또는 유행으로 자리잡고 있고, 정규직과 비정규직간에 임금격차가 클수록 비정규직 비율이 높으며, 경영환경 변화나 기업의 경쟁전략이 비정규직 비율에 유의미한 영향을 미치지 않는다는 결론을 제시하고 있다.

3. 시계열 분석(거시지표)

거시지표를 사용하여 비정규직이 증가한 원인을 시계열 분석한 연구는 Golden and Appelbaum(1992), Golden(1996), Laird and Williams(1996) 등 소수이다. 그러나 사업체조사 자료를 사용한 횡단면 분석과 달리, □노조효과가 유의미한 (-)이고, 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미한 영향을 미치고 있다□는 점에서 일관된 결과를 제시하고 있다. 모형과 변수의 설계에 초점을 맞추어 살펴보면 다음과 같다. ([부표3] 참조)

Golden(1996)은 이중노동시장론에 기초하여 모형을 설계한 뒤, 1982∼92년을 분석대상 기간으로 하여 미국에서 임시직이 증가한 원인을 시계열 분석했다. 종속변수는 임시직비율, 설명변수는 인적구성(기혼여성, 고연령층, 저연령층), 노동수요(실업률, 미국달러가치), 수요변동성(산업생산지수변동성, 계절더미), 인건비(기업복지비중), 노사관계(노조조직률)를 사용했고, □기혼여성, 미국달러 가치, 산업생산지수 변동성, 기업복지비중은 유의미한 (+), 고연령층, 저연령층, 실업률, 노조조직률은 유의미한 (-)□라는 결과를 보고하고 있다. 그러나 경제 변수가 대부분 불안정한 시계열 자료임에도 단위근 검정을 거쳐 차분하지 않고 시계열 분석함으로써, 조정된 R2가 모두 0.99로 나오는 등 가성회귀의 오류를 범하고 있다. 이에 비해 Laird and Williams(1996)는 Golden(1996)과 분석대상 시기와 설명변수는 동일하면서도, 종속변수가 임시직증가율이고, 단위근 검정을 거쳐 1계 차분한 뒤 OLS 분석했다는 점에서 차이가 있다. 분석 결과 □노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미한 영향을 미치고 있다. 기혼여성비율(+), 산업생산지수(+), 미국달러가치(+), 노조조직률(-)만 통계적으로 유의미하다□라 결론짓고 있다.

제3장 연구 방법

제1절 연구 방법

이 논문은 실증분석을 통해 현 시점에서 비정규직 결정요인과 1980년대 이래 비정규직 증가 원인을 규명하고, 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화, 인사관리전략 변화, 노사간 힘관계 변화 등 6개 가설을 검증하며, 이러한 분석결과로부터 시사점을 도출하는 것을 목적으로 한다.

연구방법으로는 첫째, 비정규직 결정과 증감에 영향을 미치는 변수들을 노동시장(노동공급, 노동수요)과 행위주체(기업전략, 노사관계) 요인으로 구분한다. 이것은 노동시장과 노사관계 등 행위주체가 서로 밀접한 관계를 맺고 있고 서로 영향을 주고받고 있음에도, 지금까지 노동시장 분석이 노동공급, 노동수요 등 노동시장 요인으로 변수를 제한한 나머지 행위주체는 사라지고, 분석 결과는 경제 결정론 내지 시장 만능론으로 귀결되곤 했기 때문이다. 이 논문은 행위주체와 노동시장 요인으로 구분하여 변수를 설계한 뒤, 행위주체 요인이 과연 유의미한 영향을 미치는지를 살펴보도록 한다.

[표5] 비정규직 결정 및 증감요인 분류 기준

행위주체	기업전략	노사관계
노동시장	노동수요	노동공급

둘째, 지금까지 실증분석은 대부분 횡단면 분석(사업체조사)을 통해 기업의 비정규직 사용 결정요인을 분석해 왔고, 횡단면 분석(가구조사)을 통한 개인의 비정규직 취업 결정요인과, 시계열 분석(거시지표)을 통한 비정규직 증가 원인에 대한 분석은 상대적으로 소홀히 해 왔다.

그러나 사업체조사는 기업이라는 노동수요 측면에 초점을 맞추어 다양한 변수를 검토할 수 있고, 현재 주어진 환경에서 미세한 요인을 규명할 수 있다는 점에서 장점을 갖지만, 현재의 구조가 형성되기까지 거시 환경의 변화를 설명할 수 없고, 분석대상 자료의 대표성과 신뢰성에 문제가 있다. 심지어 동일한 자료를 분석하더라도 전혀 상반된 결론이 도출되기도 한다. 이에 비해 시계열 분석은 현 시점에서 결정요인이 어떠한 맥락에서 형성되었고, 장기적으로 전망은 어떠한지, 행위주체가 담당할 역할은 무엇인지에 관한 시사점을 제공할 수 있다. 따라서 이 논문에서는 횡단면 분석(가구조사, 사업체조사)을 통해 개인의 비정규직 취업과 기업의 비정규직 사용에 관한 결정요인을 분석하고, 시계열 분석(거시지표)을 통해 1980년대 이래 비정규직이 증가한 원인을 분석한다. 3가지 분석방법을 사용할 때 사용 가능한 변수와 검증 가능한 가설은 [표6]과 같다.

[표6] 분석방법 요약

		미시분석 (결정요인)		거시분석 (증가원인)
		횡단면분석 (가구조사)	횡단면분석 (사업체조사)	시계열분석 (거시지표)
사용가능 변수	노동공급	○		○
	노동수요	○	○	○
	기업전략		○
	노사관계	○	○	○
검증가능 가설	인적구성변화			○
	경제환경변화		○	○
	정규직보호 완충장치		○	○
	산업구조변화			○
	인사관리전략변화		○
	노사간힘관계변화			○

제2절 가설

지금까지 비정규직 증가 원인과 관련해서 간헐적으로 제기되어 온 가설들을 노동시장(노동공급, 노동수요)과 행위주체(기업전략, 노사관계) 요인으로 구분하여 유형화하면 다음과 같다. 첫째, 노동공급 측면에 주목하는 □노동력의 인적구성 변화□ 가설이다. 기혼여성의 경제활동참가율이 증가하고, 청소년과 고령자의 노동시장 진입이 증가하면서, 임시직 등 비정규직을 선호하는 방향으로 노동력 구성이 변화했다는 것이다.

그러나 [그림3]에서 남녀로 구분하여 지난 20년간 임시일용직 비중 추이를 살펴 보면, 여성이 남성보다 일관되게 높다는 점을 제외하면, 남녀 모두 함께 오르내리고 있다. 이것은 여성의 경제활동참가율 증가 등에 주목하는 □노동력의 인적 구성 변화□ 가설이 사실과 다를 가능성을 시사한다.

둘째 노동수요 측면에 주목하여 세계화와 그에 따른 경쟁 격화, 수요의 불확실성 증가를 강조하는 □경제환경 변화□ 가설이다. 국내외 시장에서 경쟁이 격화되고 수요의 불확실성이 증가하면서 비정규직 증가가 불가피한 현상으로 자리잡게 되었다는 것이다. 이러한 경제환경 변화 가설은 수요의 변동성과 불확실성으로부터 정규직을 보호하기 위해 비정규직을 사용한다는 □정규직 보호 완충장치□ 가설로 이어지고, 경제 결정론 내지 시장 만능론으로 귀결되기도 한다. 이밖에 기술구조와 제품수요의 변화로 제조업에서 서비스산업으로 고용이 이동했다는 □산업구조 변화□ 가설도 노동수요 측면에 주목하고 있는 점에서는 마찬가지이다.

셋째 노동수요 측면에 주목하면서도 행위주체 요인을 강조하는 □인사관리전략 변화□ 가설이다. 국내외 시장에서 경쟁이 격화되고 수요의 불확실성이 증가하면서, 핵심 노동자층은 유지하되 전통적인 내부노동시장 외곽에 더 많은 노동자를 배치함으로써, 수량적 유연성을 제고하고 노동비용을 절감하는 방향으로 기업의 인사관리전략이 변화했다는 것이다. 정부의 노동시장 유연화 정책도 이러한 기업의 인사관리전략 변화 가설의 연장선 상에 있다.

넷째 노사관계 그 가운데서도 노동조합의 저항력에 주목하는 □노사간 힘관계 변화□ 가설이다. 핵심 노동자층을 제한하고 비정규직을 확대하려는 기업의 전략은 기본적으로 노동조합의 목적과 배치된다. 따라서 최근 비정규직 증가는 전체 노동시장에서 노동의 힘이 약화된데 기인한다는 것이다.(Golden, 1996)

사업체 조사를 이용한 횡단면 분석에서 일반적으로 수용되는 가설은 노동수요 측면에 주목하는 경제환경 변화 가설과 인사관리전략 변화 가설이다. 이에 비해 가구조사를 이용한 횡단면 분석은 노동공급측 요인인 성, 인종, 연령 등 인적자본 변수에 초점을 맞춤으로써 결과적으로 인적구성 변화 가설을 채택한 뒤, 교육훈련 등 인적자본 개발을 정책대안으로 제시하는 경우가 많다. 이에 비해 노사간 힘관계 변화 가설은 그동안 별다른 주목을 받지 못 했다. 그러나 1980년대 초중반 빠른 속도로 증가하던 임시일용직이 1987년 7,8,9월 노동자 대투쟁 이후 노동조합운동이 활성화되자 하락세로 돌아선 것은 이 가설 또한 상당한 설명력을 가질 수 있음을 시사한다.

) 국내 선행 연구 가운데 안주엽(2001: 68)은 □비정규근로의 비중이 증가하고 있는 원인은 노동시장의 공급 측면보다는 수요 측면에서 쉽게 찾을 수 있다□라면서도 실제 분석은 노동수요측 변수는 통제하지 않은 채 노동공급 내지 인적자본 변수만 분석하고 있다. ([부표1] 참조)

제4장 개인의 비정규직 취업 결정요인

제1절 분석 모형

제4장에서는 현재 취업중인 노동자들을 대상으로, 노동공급, 노동수요, 노사관계 변수가 비정규직으로 취업할 확률에 유의미한 영향을 미치는지를 분석한다. 종속변수는 비정규직 여부, 설명변수는 인적속성(성별혼인, 연령, 학력), 일자리속성(산업, 직종, 기업규모), 노조유무를 사용한다. 인적속성과 일자리속성은 노동공급과 노동수요가 맞물린 결과이지만, 인적속성은 노동공급, 일자리속성은 노동수요가 주로 영향을 미친 것으로 간주하여, 편의상 노동공급과 노동수요로 해석한다.(Belman and Golden, 2000)

[그림4] 분석 모형
설명변수			종속변수
1. 인적속성	성별혼인, 연령, 학력	♩
2. 일자리속성	산업, 직종, 기업규모	→	정규직/비정규직
3. 노사관계	노조유무	↖

계량분석 모형은 이항 로짓 모형(binary logostic model)을 사용한다. 관측 불가능한 잠재 방정식(latent equation)은 [eqn: y^* ~=~X beta ~~ + epsilon]로 표현 가능하며, [eqn: y^*]는 관측 불가능한 잠재변수, X는 비정규직 여부에 영향을 미치는 설명변수, □는 로짓계수, □는 오차항을 의미한다. 관측 가능한 이항 변수는 [eqn: y=1(비정규직) ~if~ y^* > 0], [eqn: y=0(정규직) ~if~ y^* <= 0]로 정의된다.

제2절 자료와 변수

1. 자료

개인의 비정규직 취업 결정요인을 분석함에 있어 이용 가능한 가구조사는 통계청의 □경제활동인구조사 부가조사□와 노동연구원의 □KLI 노동패널□ 두 가지가 있다. 경제활동인구조사 부가조사는 표본이 대표성을 갖는다는 점에서 장점을 갖지만, □노조유무□를 조사하지 않고 □기업체 규모□가 잘못 설계되어 있으며, 이를 공개하지 않는다는 점에서 단점이 있다. 이에 비해 KLI 노동패널은 표본추출 및 조사과정에 편의(bias)가 있어 자료의 대표성에 문제가 있지만, 다양한 변수를 비교 검토할 수 있다는 점에서 장점이 있다. □개인의 비정규직 취업 결정요인□이라는 분석 목적에 비추어 각 변수별 특성(비율)에 한정하여 KLI 1-4차 노동패널(가구조사)을 분석한다.

) KLI 노동패널은 조사 첫 해인 1998년에 가중치 자료를 제공하고 있는데, 가중치(표본추출률과 응답률 고려)를 감안한 임노동자수는 846만명으로 통계청 경제활동인구조사에서 임노동자수(1,219만명)와 상당한 차이가 있다. 이것은 KLI 노동패널이 표본추출 및 조사과정에 상당한 편의가 있음을 의미하는 바, KLI 4차 노동패널을 근거로 우리 나라 비정규직은 31%라는 식으로 규모(분포)를 추계하는 것은 심각한 오류를 범하게 된다.

2. 변수

가. 종속변수

4차에 걸쳐 실시된 KLI 노동패널에서 비정규직 문항을 살펴 보면, 1, 2, 4차 노동패널은 자기선언적 비정규직, 임시일용, 파트타임, 계약근로 4개 문항을 조사했고, 3차 노동패널은 임시일용, 파트타임, 계약근로, 파견근로, 재택근로, 계절근로 6개 문항을 조사했다.

1, 2, 4차 노동패널에서 자기선언적 비정규직 응답 결과를 살펴보면, 임시일용, 파트타임, 계약근로자 가운데 정규직이라고 응답한 사람도 있어 □자기선언적 비정규직□을 곧바로 비정규직으로 정의하기는 곤란하다. 3차 노동패널은 파견근로, 재택근로, 계절근로 문항을 추가로 묻고 있어 나름대로 장점을 갖지만, 자기선언적 비정규직, 용역근로, 특수고용형태 등을 묻지 않아 다양한 고용형태를 모두 망라했다고 보기 곤란하다.

그렇지만 다른 대안이 없으므로, 1, 2, 4차 노동패널은 자기선언적 비정규직, 임시일용, 파트타임, 계약근로 4개 문항 가운데 어느 하나에 응답한 사람을 비정규직으로 정의하고, 3차 노동패널은 임시일용, 파트타임, 계약근로, 파견근로, 재택근로, 계절근로 6개 문항 가운데 어느 하나에 응답한 사람을 비정규직으로 정의하여 종속변수로 사용한다.([표7] 참조) 이에 따른 한계를 보완하기 위해 다양한 고용형태 각각을 종속변수로 하는 분석 결과를 함께 제시한다.

[표7] 연도별 고용형태별 응답자수 (단위: 명)

	1차년도	2차년도	3차년도	4차년도
임노동자	4,012	3,975	3,739	3,846
비정규직 (① +--- +⑦)	1,226	1,374	1,193	1,196
자기선언 비정규직 ①	949	1,190		843
임시일용 ②	771	1,048	851	836
파트타임 ③	478	400	330	318
계약근로 ④	179	226	195	208
파견근로 ⑤			231
재택근로 ⑥			63
계절근로 ⑦			268

나. 설명변수

인적속성은 성별혼인, 연령계층, 학력 3개 변수를 사용하고, 일자리 속성은 산업, 직종, 기업규모 3개 변수, 노사관계는 노조유무 1개 변수를 사용한다. 성별혼인은 미혼남자, 기혼남자, 미혼여자, 기혼여자, 연령계층은 25세미만, 25-54세, 55세이상, 학력은 중졸이하, 고졸, 전문대졸, 대졸이상으로 구분한다. 이것은 노동시장에서 취약계층인 기혼여성, 청소년층과 고연령층, 저학력층이 비정규직 여부에 유의미한 영향을 미치는지를 보기 위함이다.

일반적으로 기업규모 변수를 설계할 때는 기업체에 속하지 않는 자유노동자(casual worker)들을 영세업체 소속으로 분류한다. 통계청 경제활동인구조사가 대표적인 예이다. 그렇지만 적어도 고용형태에 관한 한 기업체에 속하지 않는 자유노동자들은 영세업체 노동자들과 그 성격을 뚜렷이 달리 한다. 자유노동자들은 원칙적으로 비정규직일 수밖에 없는데 이들을 영세업체 소속으로 분류하면, 영세업체 비정규직 비중이 과대계상되어 전혀 다른 결론을 도출할 수 있다. 따라서 기업규모 변수는 노동패널에서 기업규모와 기업형태 두 문항을 교차분석하여 □업체비소속, 50인미만, 50-99인, 100-299인, 300-999인, 1000인이상, 정부기관□ 7개 범주로 구분하여 분석한다. 이밖에 산업은 광공업(광업, 제조업), 공공서비스업(공공행정, 교육서비스업, 보건사회복지사업, 운수·창고·통신업, 금융보험업), 민간서비스업(도소매업, 숙박음식점업, 부동산사업서비스업, 기타서비스업, 가사서비스업), 농림어업건설업 4개 범주로 구분하고, 직종은 관리전문직, 사무직, 서비스판매직, 생산직, 단순노무직 5개 범주로 구분하여 분석한다.

제3절 기술통계

4차 노동패널에서 설명변수별로 비정규직 비율을 살펴 보면, 인적속성에서는 기혼여자(46%), 고연령층(56%), 중졸이하(50%)가 크게 높다. 산업별로는 광공업(20%), 공공서비스업(23%), 민간서비스업(35%), 농림어업건설업(65%) 순으로 높고, 직업별로는 사무직(13%), 관리전문직(19%), 생산직(33%), 서비스판매직(41%), 단순노무직(59%) 순으로 높다. 규모별로는 기업체에 속하지 않는 자유노동자들은 90% 이상이 비정규직이고, 50인 미만 영세기업(34%)이 다음으로 높으며, 50인이상 기업은 100-299인(17%)을 기준으로 U자 형을 그리고 있다. 그러나 그 차이가 크지는 않다.(17-21%) 노조가 있는 기업(12%)은 노조가 없는 경우(36%)보다 비정규직 비율이 크게 낮다. 이러한 특징은 1, 2, 3차 노동패널에서도 동일하고, 고용형태별로는 자기선언적 비정규직과 임시일용직 모두 동일하다. 파트타임과 계약근로만 차이가 날 뿐이다. ([표8] 참조)

) 이들은 100% 비정규직으로 집계되어야 한다. 그러나 설문 문항의 미비로 일부가 정규직으로 분류되었다.

[표8] 설명변수별 비정규직 비율 (4차년도)

			비정 규직	자기 선언	임시 일용	파트 타임	계약 근로	비정규직
								1차	2차	3차
전체			0.31	0.22	0.22	0.08	0.05	0.31	0.35	0.32
인적 속성	성별혼인	미혼남자	0.28	0.18	0.20	0.08	0.05	0.29	0.35	0.28
		기혼남자	0.25	0.18	0.18	0.03	0.06	0.24	0.26	0.28
		미혼여자	0.26	0.19	0.18	0.11	0.05	0.24	0.29	0.24
		기혼여자	0.46	0.34	0.33	0.17	0.05	0.48	0.51	0.45
	연령계층	25세미만	0.34	0.25	0.26	0.14	0.05	0.30	0.38	0.32
		25-54세	0.28	0.19	0.19	0.07	0.05	0.29	0.31	0.29
		55세이상	0.56	0.43	0.47	0.12	0.12	0.51	0.58	0.60
	학력	중졸이하	0.50	0.38	0.41	0.11	0.05	0.50	0.54	0.50
		고졸	0.31	0.22	0.21	0.10	0.05	0.30	0.34	0.31
		전문대졸	0.16	0.12	0.09	0.03	0.05	0.15	0.13	0.18
		대졸이상	0.16	0.06	0.06	0.05	0.08	0.14	0.18	0.17
일자리 속성	산업	광공업	0.20	0.13	0.13	0.06	0.03	0.21	0.22	0.20
		공공서비스업	0.23	0.14	0.13	0.06	0.08	0.24	0.28	0.24
		민간서비스업	0.35	0.24	0.24	0.13	0.06	0.33	0.42	0.36
		농림어업건설업	0.65	0.57	0.59	0.05	0.04	0.64	0.65	0.67
	직종	관리전문직	0.19	0.09	0.08	0.07	0.07	0.21	0.22	0.20
		사무직	0.13	0.09	0.08	0.05	0.04	0.11	0.14	0.17
		서비스판매직	0.41	0.28	0.29	0.16	0.03	0.43	0.46	0.36
		생산직	0.33	0.25	0.26	0.06	0.03	0.39	0.34	0.34
		단순노무직	0.59	0.45	0.47	0.14	0.10	0.42	0.67	0.60
	기업규모	업체비소속	0.91	0.86	0.85	0.28	0.04	0.99	0.98	0.93
		50인미만	0.34	0.23	0.24	0.10	0.04	0.32	0.37	0.34
		50-99인	0.21	0.11	0.12	0.06	0.06	0.23	0.22	0.26
		100-299인	0.17	0.09	0.08	0.03	0.07	0.19	0.18	0.23
		300-999인	0.19	0.09	0.09	0.05	0.11	0.16	0.17	0.17
		1천인이상	0.20	0.13	0.10	0.05	0.06	0.17	0.22	0.22
		정부기관	0.17	0.10	0.11	0.01	0.10	0.18	0.28	0.23
노사 관계	노조유무	없다	0.36	0.26	0.26	0.10	0.05	0.35	0.40	0.37
		있다	0.12	0.05	0.06	0.03	0.06	0.15	0.13	0.14

인적속성과 일자리속성·노조유무를 교차하여 비정규직 비율을 살펴보면 [표9]와 같다. 산업별로는 농림어업건설업에서 □미혼남녀, 25세미만, 전문대졸이상□, 직종별로는 단순노무직에서 □미혼남자, 25세미만, 전문대졸이상□을 제외하면 모두 비정규직 비율이 50%를 넘는다. 기업규모에서 업체비소속은 인적속성에 관계없이 절대 다수가 비정규직이다. 그러나 다른 규모에서는 50인미만 영세업체에서 □55세이상□, 정부기관에서 □55세이상, 중졸이하□만 비정규직 비율이 50%를 넘는다. 노조유무별로는 모든 인적속성에서 노조가 있는 기업이 노조가 없는 경우보다 비정규직 비율이 크게 낮다.

[표9] 인적속성·일자리속성·노조유무별 비정규직 비율 (4차년도)

		전체	성별혼인				연령계층			학력
			미혼남자	기혼남자	미혼여자	기혼여자	25세미만	25-54세	55세이상	중졸이하	고졸	전문대졸	대졸이상
전체		0.31	0.28	0.25	0.26	0.46	0.34	0.28	0.56	0.50	0.31	0.16	0.16
산업	광공업	0.20	0.23	0.12	0.07	0.38	0.13	0.19	0.46	0.28	0.19	0.09	0.08
	공공서비스업	0.23	0.25	0.17	0.25	0.31	0.33	0.18	0.53	0.41	0.25	0.16	0.17
	민간서비스업	0.35	0.29	0.19	0.35	0.57	0.46	0.32	0.44	0.55	0.35	0.21	0.19
	농림어업건설업	0.65	0.45	0.67	0.08	0.92	0.21	0.62	0.86	0.83	0.62	0.25	0.09
직종	관리전문직	0.19	0.21	0.13	0.25	0.25	0.28	0.17	0.31	0.29	0.24	0.11	0.18
	사무직	0.13	0.08	0.06	0.19	0.21	0.24	0.09	0.36	0.17	0.17	0.13	0.07
	서비스판매직	0.41	0.40	0.09	0.44	0.57	0.60	0.37	0.33	0.50	0.41	0.29	0.28
	생산직	0.33	0.30	0.33	0.14	0.41	0.28	0.31	0.70	0.42	0.29	0.23	0.15
	단순노무직	0.59	0.41	0.51	0.50	0.72	0.39	0.59	0.61	0.68	0.51	0.18	0.35
기업규모	업체비소속	0.91	0.94	0.93	0.85	0.90	0.88	0.90	0.95	0.95	0.89	0.75	0.67
	50인미만	0.34	0.28	0.31	0.24	0.48	0.32	0.32	0.52	0.47	0.34	0.16	0.18
	50-99인	0.21	0.19	0.16	0.17	0.38	0.33	0.18	0.42	0.31	0.26	0.15	0.06
	100-299인	0.17	0.19	0.12	0.22	0.27	0.28	0.14	0.27	0.15	0.14	0.18	0.22
	300-999인	0.19	0.20	0.16	0.13	0.29	0.18	0.17	0.42	0.42	0.15	0.14	0.14
	1천인이상	0.20	0.17	0.10	0.31	0.33	0.33	0.17	0.45	0.30	0.24	0.07	0.13
	정부기관	0.17	0.22	0.12	0.27	0.24	0.33	0.13	0.52	0.67	0.09	0.17	0.11
노조유무	없다	0.36	0.31	0.31	0.28	0.50	0.37	0.32	0.59	0.53	0.34	0.18	0.19
	있다	0.12	0.15	0.09	0.17	0.17	0.20	0.10	0.29	0.18	0.14	0.10	0.09

제4절 실증분석 결과

1. 종속변수 : 비정규직

가. 4차년도(2001년)

[표10]에서 (모형1)은 인적속성과 일자리속성을 설명변수로 한 모형이고, (모형2)는 (모형1)에 노조유무를 추가한 모형이다. (모형3)은 (모형2)에서 업체비소속을 제외할 때 분석 결과이고, (모형4)는 50인미만을 제외할 때 분석 결과이다. (모형2)를 중심으로 특징을 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 인적속성(성별혼인, 연령계층, 학력), 일자리속성(산업, 직종, 기업규모), 노조유무 모두 유의미하다. 성별혼인별로는 기혼여자, 연령계층별로는 저연령층과 고연령층, 학력별로는 저학력층에서 비정규직 확률이 유의미하게 높다. 직종별로는 단순노무직이 가장 높고, 생산직과 서비스판매직이 다음으로 높으며, 관리전문직, 사무직 순으로 낮다. 이것은 일반의 인식과 일치한다.

둘째, 기술통계는 광공업(20%)<공공서비스업(23%)<민간서비스업(35%)<농림어업건설업(65%) 순으로, 민간서비스업이 공공서비스업보다 비정규직 비율이 높다. 그러나 직종 등 다른 변수를 통제하고 로짓분석하면 광공업<민간서비스업<공공서비스업<농림어업건설업 순으로, 공공서비스업이 민간서비스업보다 비정규직 확률이 높다. 이것은 기획예산처가 예산처리지침 등으로 공공부문 정원동결, 아웃소싱 등을 강제한데서 비롯된 것으로 해석된다.

셋째, 노조유무는 계수값이 -0.72***로, 노조가 있는 기업에서 비정규직을 사용할 확률이 유의미하게 낮다. 이것은 노동조합이 없는 곳에서는 비정규직을 사용하고자 할 때 사용자가 일방적으로 결정하면 되지만, 노동조합이 있는 기업에서는 노동조합의 목적과 충돌하기 때문에 노동조합의 반발을 최소화 하는 수준에서 최소한의 합리성이라도 강구해야 하기 때문인 것으로 해석된다. 또한 우리나라에서 비정규직의 과도한 남용은 분단노동시장 이외에 낮은 노동조합 조직률에서 비롯된 것이며, 노동조합은 비정규직 남용을 제어하는 순기능적 고용효과를 가지고 있다는 해석을 가능케 한다.

넷째, 노조유무를 추가하지 않은 (모형1)은 업체비소속과 50인미만 영세기업에서 비정규직 확률이 유의미하게 높다. 그러나 노조유무를 추가한 (모형2)는 업체비소속만 유의미하게 높을 뿐, 업체 소속 노동자들 사이에 규모별로 유의미한 차이가 없다. 이것은 영세기업에서 비정규직 비중이 높은 것은 이들 기업에 노동조합이 조직되어 있지 않은데 주로 기인하며, 노조유무를 통제하면 기업규모에 관계없이 사용자들이 비정규직 사용에 대해 동일한 유인을 갖고 있음을 시사한다. 또한 현행 기업별 노동조합 체계를 넘어서서 산업, 지역, 고용형태 등 다양한 형태의 초기업적 노동조합을 조직할 때만이 영세업체에서도 비정규직의 과도한 남용을 제어할 수 있음을 말해준다.

다섯째, 제5장에서 사업체조사 자료를 횡단면 분석하면 노조유무가 유의미하지 않은 것으로 나타난다. 따라서 표본을 업체소속, 50인 이상 등으로 제한하더라도, 가구조사에서 노조유무 효과가 여전히 유의미한지 검토할 필요가 있다. (모형3)에서 업체소속으로 대상을 제한할 때는 노조유무의 계수값이 -0.69***이고, (모형4)에서 50인 이상으로 제한할 때는 노조유무의 계수값이 -0.74***이다. 따라서 가구조사에서 노조유무 효과는 일관되게 유의미한 (-)로 결론지을 수 있다.

[표10] 개인의 비정규직 취업 결정요인 분석결과 (4차년도)

변수		모형1			모형2			모형3			모형4
인적속성	성별혼인			***			***			***			***
	미혼남자	0.23	(0.15)		0.19	(0.15)		0.17	(0.15)		0.47	(0.27)
	미혼여자	0.48	(0.19)	**	0.46	(0.19)	*	0.44	(0.19)	*	0.66	(0.31)	*
	기혼여자	1.10	(0.11)	***	1.03	(0.11)	***	1.04	(0.12)	***	0.86	(0.19)	***
	연령계층			***			***			***			**
	25세미만	0.75	(0.17)	***	0.74	(0.17)	***	0.74	(0.17)	***	0.94	(0.31)	**
	55세이상	0.49	(0.17)	**	0.48	(0.17)	**	0.48	(0.17)	**	0.86	(0.30)	**
	학력			***			**			**			**
	고졸	-0.24	(0.11)	*	-0.25	(0.11)	*	-0.23	(0.11)	*	-0.46	(0.22)	*
	전문대졸	-0.77	(0.19)	***	-0.75	(0.19)	***	-0.74	(0.19)	***	-0.92	(0.32)	**
	대졸이상	-0.45	(0.17)	**	-0.42	(0.17)	*	-0.39	(0.17)	*	-0.54	(0.28)
일 자리 속성	대산업			***			***			***			***
	공공서비스업	0.72	(0.15)	***	0.76	(0.15)	***	0.76	(0.15)	***	0.99	(0.24)	***
	민간서비스업	0.69	(0.15)	***	0.67	(0.15)	***	0.68	(0.15)	***	1.24	(0.26)	***
	농어업건설업	2.00	(0.16)	***	1.96	(0.16)	***	1.93	(0.16)	***	1.53	(0.34)	***
	대직종			***			***			***			***
	관리전문직	-0.75	(0.16)	***	-0.81	(0.16)	***	-0.82	(0.16)	***	-0.44	(0.26)
	사무직	-1.42	(0.18)	***	-1.43	(0.19)	***	-1.43	(0.19)	***	-0.90	(0.28)	**
	서비스판매직	-0.03	(0.16)		-0.08	(0.16)		-0.05	(0.16)		0.09	(0.30)
	단순노무직	0.48	(0.15)	**	0.41	(0.15)	**	0.45	(0.15)	**	0.87	(0.28)	**
	기업체규모			***			***
	업체비소속	2.99	(0.35)	***	2.80	(0.35)	***
	50인미만	0.55	(0.18)	**	0.33	(0.19)		0.33	(0.19)
	50-99인	0.31	(0.23)		0.16	(0.24)		0.16	(0.24)		0.14	(0.24)
	300-999인	0.31	(0.26)		0.38	(0.26)		0.37	(0.26)		0.27	(0.26)
	1천인이상	0.29	(0.22)		0.36	(0.22)		0.35	(0.22)		0.23	(0.23)
	정부기관	0.14	(0.25)		0.02	(0.25)		0.01	(0.25)		-0.18	(0.27)
노사	노조유무				-0.72	(0.16)	***	-0.69	(0.16)	***	-0.74	(0.18)	***
상수		-2.10	(0.21)	***	-1.79	(0.22)	***	-1.81	(0.22)	***	-2.10	(0.29)	***
N		3485			3485			3332			1508
모델 □2 (자유도)		887.53***(21)			910.18***(22)			628.12***(21)			233.94***(20)
LL		3329.61			3306.96			3225.20			1205.50
Nagelkerke R2		0.32			0.33			0.25			0.23
주 : ( )안은 표준오차. *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 유의미.

나. 연도별 비교

[표11]에서 1-3차 노동패널 분석 결과를 살펴보면 모든 설명변수가 유의미하고, 계수 값이 동일한 함의를 내포하고 있다. 다만 2차 노동패널에서 50인미만 영세기업과 1000인이상 대기업이 유의미하게 높고, 100-299인을 기준으로 U자형을 그리고 있는 점이 특징적이다. 이것은 영세기업 뿐만 아니라 대기업에서도 비정규직을 사용할 유인이 클 가능성을 시사하는데, 4차 노동패널도 통계적 유의성은 없지만 동일한 특징을 보이고 있다.

임의효과 프라빗 모형(random effect probit model)을 사용하여 2개년도 이상 응답한 3,998명을 대상으로 분석하더라도 동일한 결과를 보여주고 있다.

[표11] 연도별 분석결과 (1-3차년도, 임의효과 프라빗)

변수		1차패널(98년)			2차패널(99년)			3차패널(2000년)			임의효과프라빗
인적속성	성별혼인			***			***			***			***
	미혼남자	0.39	(0.14)	**	0.63	(0.14)	***	0.19	(0.14)		0.27	(0.10)	**
	미혼여자	0.66	(0.18)	***	0.63	(0.18)	***	0.21	(0.19)		0.53	(0.12)	***
	기혼여자	0.97	(0.12)	***	1.10	(0.11)	***	0.87	(0.12)	***	0.95	(0.09)	***
	연령계층			**			***			***			***
	25세미만	0.32	(0.16)	*	0.61	(0.15)	***	0.68	(0.17)	***	0.23	(0.10)	*
	55세이상	0.43	(0.17)	*	0.14	(0.17)		0.76	(0.16)	***	0.51	(0.11)	***
	학력			***			***			**			***
	고졸	-0.38	(0.11)	***	-0.39	(0.11)	***	-0.26	(0.11)	*	-0.41	(0.09)	***
	전문대졸	-0.98	(0.21)	***	-1.54	(0.22)	***	-0.60	(0.19)	**	-0.98	(0.14)	***
	대졸이상	-0.78	(0.17)	***	-0.76	(0.17)	***	-0.60	(0.17)	***	-0.92	(0.12)	***
일 자리속성	대산업			***			***			***			***
	공공서비스업	0.88	(0.14)	***	0.89	(0.15)	***	0.66	(0.15)	***	0.71	(0.08)	***
	민간서비스업	0.41	(0.13)	**	0.80	(0.15)	***	0.72	(0.15)	***	0.63	(0.08)	***
	농어업건설업	1.12	(0.18)	***	1.74	(0.16)	***	2.01	(0.16)	***	1.69	(0.09)	***
	대직종			***			***			***			***
	관리전문직	-0.46	(0.16)	**	-0.34	(0.16)	*	-0.52	(0.16)	**	-0.44	(0.09)	***
	사무직	-1.24	(0.18)	***	-1.11	(0.18)	***	-0.83	(0.17)	***	-1.00	(0.10)	***
	서비스판매직	0.06	(0.17)		0.02	(0.16)		-0.21	(0.17)		-0.17	(0.10)
	단순노무직	0.15	(0.13)		0.90	(0.15)	***	0.42	(0.15)	**	0.37	(0.08)	***
	기업체규모			***			***			***			***
	업체비소속	5.23	(0.72)	***	4.76	(0.61)	***	2.40	(0.36)	***	2.63	(0.17)	***
	50인미만	0.25	(0.17)		0.51	(0.18)	**	-0.03	(0.18)		0.26	(0.09)	**
	50-99인	0.11	(0.22)		0.20	(0.24)		-0.14	(0.22)		0.14	(0.11)
	300-999인	-0.13	(0.24)		0.28	(0.26)		-0.13	(0.25)		0.07	(0.12)
	1천인이상	0.11	(0.20)		0.62	(0.21)	**	0.13	(0.20)		0.16	(0.10)
	정부기관	-0.39	(0.23)		0.30	(0.23)		-0.17	(0.23)		0.03	(0.13)
노사	노조유무	-0.45	(0.14)	***	-0.78	(0.15)	***	-0.58	(0.14)	***	-0.38	(0.07)	***
상수		-1.47	(0.21)	***	-1.99	(0.21)	***	-1.43	(0.21)	***	-1.59	(0.12)	***
rho											0.70	(0.01)	***
N		3632(2570/1062)			3634(2450/1184)			3349(2324/1025)			3998
모델 □2 (자유도)		1088.93***(22)			1187.24***(22)			784.11***(22)			1576.31***
-2 LL		3300.62			3400.12			3341.28			9576.27
Nagelkerke R2		0.37			0.39			0.29
주 : [표10]과 동일.

2. 종속변수 : 다양한 고용형태

[표12]는 정규직을 비교 기준으로 할 때 다양한 고용형태 각각을 종속변수로 하는 모형이다. 즉 (모형5)는 자기선언적 비정규직, (모형6)은 임시일용, (모형7)은 파트타임, (모형8)은 계약근로를 종속변수로 한다. (모형9)는 파견근로, (모형10)은 가내근로, (모형11)은 계절근로를 종속변수로 하는데, 파견근로, 가내근로, 계절근로는 3차년도만 조사하고 4차년도는 조사하지 않았으므로 3차년도 결과를 제시한다. 다음과 같은 특징을 발견할 수 있다.

첫째, 자기선언적 비정규직과 임시일용, 파트타임, 계절근로는 설명력이 높고, 모든 변수가 유의미하다. 그러나 계약근로는 설명력이 낮고, 인적속성 가운데 연령계층과 일자리속성만 유의미하다. 파견근로는 설명력이 낮고, 인적속성 모두 유의미하지 않지만, 일자리속성과 노조유무는 유의미하다. 가내근로는 설명력은 높지만, 인적속성 가운데 성별혼인과 연령, 일자리속성 가운데 기업체규모만 유의미하다. 이것은 고용형태별로 비정규직 결정요인이 다를 수 있음을 말해준다.

둘째, 자기선언적 비정규직과 임시일용, 파트타임, 계절근로는 인적속성 모두 유의미하지만, 다른 고용형태는 인적속성 가운데 일부만 유의미하다. 파견근로는 성별혼인, 연령, 학력 모두 유의미하지 않고, 계약근로는 연령만 유의미하고, 가내근로는 성별혼인과 연령만 유의미하다. 그러나 일자리속성은 가내근로를 제외하면 모두 유의미하다. 노조유무는 고용형태별로 통계적 유의수준에 차이가 있지만 계수 값은 일관되게 (-)이다. 더욱이 계약근로와 가내근로를 제외하면 모두 유의미한 (-)이다.

셋째, 자기선언적 비정규직은 1천인 이상 대기업에서 유의미하게 높다. 이것은 다른 문항에서 포착되지 않는 사내하청·사내용역 노동자들이 자기선언적 비정규직에 응답한데서 비롯된 것으로 해석된다. 앞으로 경제활동인구조사 부가조사를 실시할 때는 자기선언적 비정규직 문항을 추가해 사내하청·사내용역 실태를 부분적이나마 파악할 필요가 있다.

[표12] 고용형태별 분석결과 (4차년도)

변수		모형 5 (자기선언)			모형 6 (임시일용)			모형 7 (파트타임)			모형 8 (계약근로)
인적속성	성별혼인			***			***			***
	미혼남자	0.09	(0.19)		0.34	(0.19)		0.50	(0.27)		0.02	(0.27)
	미혼여자	0.71	(0.24)	**	0.75	(0.24)	**	0.84	(0.31)	**	-0.05	(0.33)
	기혼여자	1.32	(0.14)	***	1.34	(0.15)	***	1.77	(0.21)	***	0.00	(0.22)
	연령계층			***			***			***			***
	25세미만	0.95	(0.20)	***	1.15	(0.20)	***	1.01	(0.25)	***	0.40	(0.33)
	55세이상	0.38	(0.20)		0.39	(0.19)	*	0.42	(0.29)		0.98	(0.26)	***
	학력			**			***			**
	고졸	-0.24	(0.13)		-0.41	(0.13)	**	0.09	(0.19)		0.02	(0.25)
	전문대졸	-0.59	(0.23)	**	-1.03	(0.25)	***	-1.09	(0.38)	**	0.07	(0.34)
	대졸이상	-0.80	(0.22)	***	-0.86	(0.23)	***	-0.25	(0.29)		0.26	(0.30)
일 자리속성	대산업			***			***			***			**
	공공서비스업	0.95	(0.20)	***	0.77	(0.20)	***	1.05	(0.28)	***	0.82	(0.27)	**
	민간서비스업	0.82	(0.18)	***	0.72	(0.19)	***	1.08	(0.26)	***	1.00	(0.27)	***
	농림어업건설업	2.57	(0.19)	***	2.58	(0.19)	***	1.31	(0.35)	***	0.80	(0.39)	*
	대직종			***			***			***			***
	관리전문직	-1.31	(0.21)	***	-1.41	(0.22)	***	-0.83	(0.29)	**	-0.13	(0.28)
	사무직	-1.72	(0.23)	***	-1.71	(0.24)	***	-1.51	(0.33)	***	-0.59	(0.31)
	서비스판매직	-0.25	(0.20)		-0.15	(0.20)		-0.27	(0.28)		-0.51	(0.36)
	단순노무직	0.35	(0.18)		0.48	(0.18)	**	-0.08	(0.28)		0.80	(0.29)	**
	기업체규모			***			***			***			***
	업체비소속	3.38	(0.40)	***	3.53	(0.41)	***	3.31	(0.50)	***	0.92	(0.57)
	50인미만	0.52	(0.25)	*	0.65	(0.26)	*	0.73	(0.37)	*	-0.84	(0.29)	**
	50-99인	0.23	(0.32)		0.41	(0.32)		0.53	(0.45)		-0.37	(0.38)
	300-999인	0.41	(0.36)		0.41	(0.37)		0.64	(0.49)		0.54	(0.34)
	1천인이상	0.70	(0.29)	*	0.57	(0.31)		0.38	(0.43)		0.09	(0.33)
	정부기관	0.27	(0.35)		0.62	(0.35)		-0.80	(0.64)		0.09	(0.34)
노사	노조유무	-1.20	(0.23)	***	-0.77	(0.22)	***	-0.72	(0.31)	*	-0.42	(0.22)
상수		-2.57	(0.29)	***	-2.65	(0.29)	***	-4.08	(0.43)	***	-3.07	(0.37)	***
N		3164(2463/701)			3162(2455/707)			2733(2457/276)			2646(2462/184)
모델 □2 (자유도)		1025.17***(22)			1077.16***(22)			430.87***(22)			120.86***(22)
-2 LL		2321.51			2283.52			1357.87			1215.07
Nagelkerke R2		0.42			0.44			0.30			0.11
주 : [표10]과 동일

[표12] (계속, 3차년도)
변수		모형 9 (파견근로)			모형 10 (가내근로)			모형 11 (계절근로)
인적속성	성별혼인						***			**
	미혼남자	-0.25	(0.27)		1.71	(1.08)		-0.43	(0.39)
	미혼여자	0.05	(0.37)		2.73	(1.18)	*	0.57	(0.57)
	기혼여자	0.27	(0.22)		4.12	(0.83)	***	0.99	(0.29)	***
	연령계층						*			*
	25세미만	0.19	(0.35)		-0.77	(1.22)		0.32	(0.52)
	55세이상	0.56	(0.28)	*	1.54	(0.63)	*	0.75	(0.31)	*
	학력									**
	고졸	0.01	(0.21)		1.09	(0.45)	*	-0.50	(0.24)	*
	전문대졸	-0.30	(0.35)		1.36	(1.03)		-1.28	(0.55)	*
	대졸이상	-0.56	(0.32)		1.60	(0.81)	*	-1.89	(0.51)	***
일자리속성	대산업			***						***
	공공서비스업	1.05	(0.29)	***	-2.73	(1.05)	**	0.85	(0.44)
	민간서비스업	1.02	(0.29)	***	-1.23	(0.75)		0.08	(0.44)
	농림어업건설업	2.49	(0.28)	***	-8.75	(52.80)		3.87	(0.36)	***
	대직종			***						***
	관리전문직	-0.54	(0.29)		-0.02	(0.82)		-1.17	(0.46)	*
	사무직	-0.85	(0.32)	**	-8.47	(29.98)		-2.79	(0.67)	***
	서비스판매직	-0.08	(0.31)		-0.87	(0.90)		0.08	(0.41)
	단순노무직	0.61	(0.27)	*	-0.28	(0.82)		0.80	(0.32)	*
	기업체규모			***			***			***
	업체비소속	1.11	(0.54)	*	12.34	(41.03)		3.20	(0.60)	***
	50인미만	-0.60	(0.30)	*	8.35	(41.02)		-0.40	(0.42)
	50-99인	-0.19	(0.38)		7.37	(41.03)		-2.50	(0.85)	**
	300-999인	-0.74	(0.50)		7.98	(41.03)		-0.90	(0.84)
	1천인이상	0.30	(0.32)		0.63	(51.11)		-1.00	(0.64)
	정부기관	-0.39	(0.39)		8.29	(41.04)		1.00	(0.51)	*
노사	노조유무	-0.50	(0.25)	*	-7.55	(23.32)		-1.09	(0.47)	*
상수		-2.87	(0.37)	***	-14.75	(41.03)		-3.09	(0.49)	***
N		2517(2324/193)			2367(2324/43)			2546(2324/222)
모델 □2 (자유도)		187.06***(22)			202.01***(22)			803.98***(22)
-2 LL		1175.04			227.90			703.26
Nagelkerke R2		0.17			0.49			0.61
주 : [표10]과 동일

제5절 소결

지금까지 분석 결과를 요약하면서 함의를 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 인적속성(성별혼인, 연령, 학력), 일자리속성(산업, 직종, 규모), 노조유무 모두 통계적으로 유의미하다. 이것은 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 비정규직 결정요인으로 작용하고 있음을 의미한다.

둘째, 직종 등 다른 변수를 통제하고 분석하면 광공업<민간서비스업<공공서비스업<농림어업건설업 순으로, 공공서비스업이 민간서비스업보다 비정규직 확률이 높다. 이것은 기획예산처가 예산처리지침 등으로 공공부문 정원동결, 아웃소싱 등을 강제한데서 비롯된 것으로 해석된다.

셋째, 노조가 있는 기업에서 비정규직을 사용할 확률이 유의미하게 낮다. 이것은 우리나라에서 비정규직의 과도한 남용이 분단노동시장과 낮은 노조 조직률에서 비롯된 것이며, 노동조합은 비정규직 남용을 제어하는 순기능적 고용효과를 가지고 있음을 시사한다.

넷째, 인적속성과 일자리속성 등 노동시장 요인만 설명변수로 할 때는 업체비소속과 영세기업에서 비정규직 확률이 유의미하게 높다. 그러나 노조유무를 추가하면 업체비소속만 유의미하게 높을 뿐, 업체소속 노동자들 사이에 규모별로 유의미한 차이가 없다. 이것은 영세기업에 비정규직 비중이 높은 것은 이들 기업에 노동조합이 조직되어 있지 않은데 주로 기인하며, 노조유무를 통제하면 기업규모에 관계없이 사용자들이 비정규직 사용에 대해 동일한 유인을 갖고 있음을 시사한다. 또한 현행 기업별 노동조합 체계를 넘어서서 산업, 지역, 고용형태 등 다양한 형태의 초기업적 노동조합을 조직할 때만이 영세업체에서도 비정규직의 과도한 남용을 제어할 수 있음을 말해준다.

다섯째, 업체비소속인 자유노동자들은 인적속성에 관계없이 90% 이상 비정규직이다. 따라서 이들을 영세기업 소속으로 분류하면 영세기업 비정규직 비중이 과대계상된다. 통계청 경제활동인구조사는 일반에게 그 결과를 공개하지 않지만 이들 자유노동자를 영세기업 소속으로 분류하여 조사하고 있다. 앞으로 경제활동인구조사 부가조사를 실시할 때는 기업체에 속하지 않는 노동자들을 구분하여 기업규모 변수를 조사·공개하고, 노조유무, 계절근로 등의 문항을 추가할 필요가 있다.

여섯째, 임시일용, 파트타임, 계약근로, 파견근로, 가내근로, 계절근로 등 고용형태별로 결정요인에 차이가 있다. 일자리속성은 가내근로에서 산업과 직종을 제외하면 모두 유의미하지만, 인적속성은 통계적 유의수준이 고용형태별로 차이가 난다. 예컨대 파견근로는 성별혼인, 연령, 학력 모두 유의미하지 않다. 노조유무는 고용형태별로 통계적 유의수준에 차이가 있지만 부호는 일관되게 (-)이다.

일곱째, 한국의 노동시장과 노사관계는 분단노동시장과 기업별 노사관계를 특징으로 한다. 이러한 특징은 상호 영향을 주고 받으면서, 기업규모, 고용형태 등 다양한 요인에 따라 중층적으로 분단된 분단노동시장과 대기업·정규직 중심의 기업별 노사관계를 확대재생산하고, 지나치게 높은 비정규직 비중과 낮은 노동조합 조직률로 귀결되고 있다.

제5장 기업의 비정규직 사용 결정요인

제1절 분석 모형

제5장에서는 노동수요, 기업전략, 노사관계 변수가 기업의 비정규직 사용에 유의미한 영향을 미치는지를 분석하고, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 인사관리전략 변화 가설을 검증한다. 종속변수는 비정규직 사용여부와 사용비율 2가지를 사용하고, 설명변수는 노동수요(비임금노동비용, 인력부족률, 경기순환변동, 계절변동, 시장환경변화), 기업전략(경쟁전략, 인사관리전략, 조직전략), 노사관계(노조유무, 파업유무)로 구분하여 사용하며, 기업속성(산업, 기업규모, 직종·여성·연령 구성)은 통제변수로 사용한다. 분석대상 자료가 사업체조사이므로 노동공급 변수는 제외된다.

[그림5] 분석 모형
설명변수			종속변수
1. 기업속성	산업, 규모, 직종, 남녀, 연령구성	→	비정규직 사용여부사용비율
2. 노동수요	비임금노동비용 비중 인력부족률, 경기순환변동, 계절변동 시장환경 변화(경쟁격화, 수요증가)	→
3. 기업전략	경쟁전략(차별화, 비용우위) 인사관리전략, 조직전략(팀제)	→
4. 노사관계	노조유무, 파업유무	→

계량분석 모형은 종속변수가 비정규직 사용여부일 때는 프라빗 모형, 비정규직 사용비율일 때는 토빗 모형을 사용한다. 관측 불가능한 잠재 방정식은 [eqn: y^* =X beta + epsilon, ~ epsilon ~ ∼N (0, sigma^2 )]로 표현 가능하며, [eqn: y^*]는 관측 불가능한 잠재변수, X는 비정규직 사용에 영향을 미치는 설명변수, □는 계수, □는 오차항을 의미한다. 그러나 관측 가능한 종속변수는 차이가 있다. 즉 프라빗 모형에서 관측 가능한 변수는 [eqn: y=1 ~if~ y^* > 0], [eqn: y=0 ~if~ y^* <= 0]로 정의되고, 토빗 모형에서는 [eqn: y=y^* ~if~ y^* > 0], [eqn: y=0 ~if~ y^* <= 0]로 정의된다. 종속변수가 비정규직 사용비율일 때 토빗 모형을 사용한 이유는, 종속변수인 비정규직 사용비율이 0에서 좌측 절단되어, 정규분포를 가정하는 회귀분석(OLS) 모형을 사용하면 일관성을 상실하기 때문이다. 그러나 토빗 모델을 사용할 때는 OLS 분석 결과도 병기하도록 한다.([그림6] 참조)

제2절 자료와 변수

1. 자료

분석대상 자료는 한국노동연구원의 □한국 기업의 인적자원관리와 노사관계□ 컨퍼런스 자료를 사용한다. 이 자료는 2002년 7∼10월 실시한 □사업체 인적자원관리 실태조사□(이하 사업체패널)에, 고용보험 DB, 한국신용정보의 기업정보·재무정보, 노동부 노동조합 조직현황을 결합한 것으로, 2,417개 사업장에 관한 정보를 담고 있다. 이 글에서는 인사담당자가 응답한 1,820개 사업장(본사 1,515개, 지사 305개)을 분석대상으로 한다. 그러나 컨퍼런스 자료는 노동수요 변수가 빠져 있고, 인건비 항목에 결측치가 많다는 점에서 한계가 있다. 따라서 노동부의 노동력수요동향조사, 매월노동통계조사, 기업체 노동비용조사를 추가로 결합하여 분석한다.

KLI 사업체패널은 2002년 처음 실시된 조사이고, 사업체 조사는 일반적으로 표본의 대표성에 문제가 있으므로 신뢰할 만한 자료인지 검토할 필요가 있다. [표13]에서 산업별, 기업규모별 응답 사업체 현황을 보면 광공업이 868개(48.6%), 300인 이상 대기업이 637개(35.6%)로, 광공업 대기업에 편중되어 있음을 알 수 있다. 통계청 □사업체 기초통계조사□(2001)와 비교하면 1천인 이상 사업체는 전수조사, 50-99인은 1.6%만 조사되었음을 알 수 있다. 표본의 가중치도 제공하고 있지 않으므로, 동 자료를 이용할 때는 신중한 접근이 요구된다.

[표13] 산업·기업규모별 응답업체수 현황

구분	산업 기업규모	광공업	공공 서비스업	민간 서비스업	농림어업 건설업	전산업
KLI, 사업체 패널조사 (2002)	50인미만	160	83	127	39	409
	50-99인	172	53	53	23	301
	100-299인	224	128	63	25	440
	300-999인	154	90	57	17	318
	1000인이상	158	102	49	10	319
	전규모	868	456	349	114	1,787
통계청, 사업체기초통계조사(2001)	50인미만	324,009	505,156	2,118,359	73,805	3,021,329
	50-99인	5,678	8,017	3879	1,000	18,574
	100-299인	3,154	3,291	1986	472	8,903
	300-999인	775	931	473	99	2,278
	1000인이상	154	176	54	14	398
	전규모	333,770	515,751	2,124,751	75,390	3,051,482

이밖에 사업체패널은 특히 노조유무 변수에 문제가 있는 것으로 판단된다. 한국노동연구원이 처음 자료를 제공할 때 비정규직 비율은 노조있는 곳(11.2%)이 노조없는 곳(10.5%)보다 높고, 지난 3년간 파업은 노조없는 곳에서 9건, 노조있는 곳에서 51건 발생한 것으로 집계된다. 그러나 최종 자료에서는 비정규직 비율이 노조있는 곳(10.4%)과 노조없는 곳(10.7%) 사이에 차이가 없고, 지난 3년간 파업은 노조없는 곳에서 29건, 노조있는 곳에서 38건 발생한 것으로 집계된다. 더욱이 동일한 자료를 분석했음에도 제1차 사업체패널 학술대회에서 이병훈·김동배(2003)는 유의미한 (+), 박우성(2003)은 유의미한 (-), 노용진·원인성(2003)과 김유선(2003)은 유의미하지 않다고 노조효과를 달리 보고하고 있다. 물론 이러한 차이는 분석모형의 설계에서 비롯된 측면도 있지만, 노동연구원이 2차에 걸쳐 자료를 제공한 이유가 응답업체가 추가된 점 이외에 노조유무 변수가 잘못 설계된데서 비롯되었음을 감안할 때, 최종 자료 역시 노조유무 변수가 잘못 설계·조사되었을 것으로 판단된다. 현재로는 다른 대안이 없으므로 이 자료를 사용하지만, 이후 노조유무 변수는 재검토가 필요할 것인 바, 제5장에서 분석 결과는 잠정적일 수 밖에 없다.

[표14] 노조유무·파업유무별 응답업체수와 비정규직 비율(단위 : 개, %)

파업유무 노조유무	응답업체수			비정규직 비율
	파업무	파업유	전체	파업무	파업유	전체
노조무	1288	29	1317	10.73	7.38	10.66
노조유	465	38	503	10.53	8.02	10.35
전체	1753	67	1820	10.68	7.72	10.56

2. 변수

가. 종속변수

사업체패널에서 인사담당자들은 1,820개 사업체 중 818개 사업체(44.9%)에서 □비정규직을 사용하지 않는다□고 응답했고, 1,002개 사업체(55.1%)에서 □비정규직을 사용한다□고 응답했다. 또한 사업체당 비정규직 비율은 평균 10.6%이다. 가중치를 부여하지 않은 결과이지만, 통계청 사업체기초통계조사(2001년)에서 임시일용직 비중이 17.4%임을 감안할 때 실제보다 과소평가되었을 가능성을 배제할 수 없다. 이 글에서는 □기업의 비정규직 사용비율 결정요인□이라는 분석 목적에 비추어, 각 변수별 특성(비율)에 한정하여 자료를 분석한다.

나. 설명변수

1) 기업속성

통제변수인 기업속성은 산업, 기업규모, 직종·여성·연령 구성 5개 변수를 사용한다. 산업은 고용보험 DB 기준으로 □광공업, 공공서비스업, 민간서비스업, 농림어업건설업□으로 구분했고, 기업규모는 고용보험 DB에서 2002년 1월 종업원수 기준으로 □50인 미만, 50-99인, 100-299인, 300-999인, 1000인 이상□으로 구분했다. 직종비율, 여성비율, 연령비율(50세이상)은 사업체패널을 이용했다.

2) 노동수요

가) 인건비와 인력부족률

기업복지 등 비임금 노동비용 비중은 노동부가 10인 이상 기업체를 대상으로 조사한 2001년 기업체노동비용조사에서 산업 2자리수 자료(52개 산업)를 결합해서 사용했다. 노동수요의 지표는 노동부의 □노동력수요동향조사(2002년)□에서 산업 2자리수 기준 인력부족률(52개 산업)을 결합해서 사용했다.

나) 고용 변동성

Montgomery(1988), Abraham and Taylor(1996), Houseman(2001), Gramm and Schnell(2001)은 노동수요의 변동성 지표로 산업별 노동자수 자료를 이용하여 계절성과 경기변동성을 계산하고 있다. 그러나 이 때는 노동수요의 변동성이 아닌 고용 변동성으로 해석해야 한다. 노동수요의 변동성 지표로 산업생산지수와 경제성장률 사용을 검토했으나, 산업생산지수는 광업, 제조업, 전기업을 조사대상으로 하고, 경제성장률은 분기별 산업대분류 자료만 공표하고 있어 사용할 수 없었다. 따라서 선행 연구에 따라 산업별 노동자수 자료를 이용하여 계절성과 경기변동성을 추정했다.

산업별 노동자수는 5인 이상 사업체를 조사대상으로 하는 노동부 매월노동통계조사(1998년 1월부터 2002년 12월)에서 산업 2자리수 자료를 사용했고, 1998년 1월부터 2001년 12월까지는 고용계열 보정자료, 2002년 1월부터 12월까지는 매월노동통계조사보고서를 이용했다.(52개 산업, 관측치 60개월) 경제활동인구조사는 통계청이 산업 2자리수 자료를 안정적으로 제공하지 않고, 비공식 부문과 사업체 비소속 노동자를 망라하고 있어, 사업체의 고용 변동성을 과대평가할 가능성이 있으므로 제외했다. 매월노동통계조사는 일용직 등을 조사대상에서 제외하고 있어 고용 변동성을 과소평가할 가능성이 있지만, 분석대상 기간이 외환위기 직후인 1998년부터여서 과대평가할 가능성도 배제할 수 없다. 1997년 이전은 10인 이상 사업체를 조사대상으로 하여 시계열에 단절이 생기므로 사용하지 않았다.

미국 상무성의 Census X12 방법을 사용하여 계절조정하면 □경기변동+계절변동+불규칙변동□으로 분해된다. 따라서 계절변동은 곧바로 구할 수 있지만, 경기변동은 □장기추세+경기순환변동□으로 분해되지 않는다. 그러나 HP(Hodrick-Prescott) 필터를 사용하여 로그노동자수를 필터링하면 □장기추세+변동성□으로 분해된다. 따라서 경기순환변동은 Census X12 방법으로 계산한 경기변동에서, HP 필터를 사용하여 계산한 장기추세를 차감하여 계산했다. 이러한 과정을 거쳐 경기순환변동과 계절변동의 시계열 자료를 구한 뒤, 최종적으로는 표준편차를 구하여 사업체패널에 결합시켰다.

다) 시장환경 변화

시장환경 변화는 사업체패널에서 요인분석을 통해 추출한 수요증가, 경쟁격화 2 변수를 사용했다. □주력 제품·서비스 시장에서 지난 3년간 변화□를 5점 척도로 질문한 7개 문항을 신뢰도 분석하면, 크론바하 알파 값이 0.715로 신뢰도 기준을 충족한다. 요인분석 결과 수요증가와 경쟁격화 두 요인이 추출되고, 요인적재량은 0.5를 상회하는 등 유의미하다.

) 신뢰도 분석(Reliability Analysis)에서는 일반적으로 크론바하 알파(Chronbach's alpha) 값이 0.6 이상이면 신뢰도가 있다고 보며 전체 항목을 하나의 척도로 종합하여 분석할 수 있다.(정충영·최이규 1998; 이군희 2001)

) 요인분석(Factor Analysis)은 주성분분석(Principal Component Analysis)과 직교회전(Varimax Rotation) 방법을 사용했고, 회전된 요인적재량을 회귀방법(regression method)으로 요인점수화 하여 설명변수로 사용했다. 요인 적재량이 어느 정도 커야 유의미한지를 판단하는 정확한 기준은 없다. 그러나 보통 ±0.3 이상이면 적재량의 유의성이 있다고 할 수 있고, 보수적인 기준으로는 ±0.4 이상으로 잡는 경우도 많다. ±0.5 이상이면 매우 높은 적재량이라고 할 수 있다.(채서일·김범종, 1988)

[표15] 지난 3년간 시장환경 변화

설문문항	기술통계			요인분석 결과
	응답수	평균	표준편차	요인1 수요증가	요인2 경쟁격화	공통 분산량
경쟁기업숫자	1606	3.436	0.874		0.507	0.283
제품서비스변화	1523	3.490	0.698		0.756	0.610
신제품개발도입	1441	3.419	0.707		0.723	0.592
품질중요성	1491	3.987	0.788		0.697	0.512
제품수요	1485	3.197	0.894	0.793		0.685
시장점유율	1521	3.111	0.816	0.847		0.718
매출액	1601	3.257	0.987	0.869		0.763
고유값				2.753	1.409
설명분산(%)				39.325	20.128
신뢰성(크론바하 알파)	0.715
주 : 1=매우 감소, 2=다소 감소, 3=유사함, 4=다소 증가, 5=매우 증가

3) 기업전략

가) 경쟁전략

제품·서비스 시장에서 경쟁전략은 요인분석을 통해 추출한 차별화우위전략과 비용우위전략 2 변수를 사용했다. 사업체패널에서 □경쟁업체와 비교할 때 주력 제품·서비스의 특징□을 5점 척도로 질문한 5개 문항을 신뢰도 분석하면 크론바하 알파 값은 0.664로 신뢰도가 있다. 요인분석 결과 □차별화우위전략□과 □비용우위전략□ 2 요인이 추출되고, 요인적재량은 모두 0.5를 상회하는 등 유의미하다.

[표16] 경쟁전략

설문문항	기술통계			요인분석 결과
	응답수	평균	표준편차	요인1 차별화	요인2 비용우위	공통 분산량
가격저렴	1537	3.005	0.891		0.992	0.984
품질우월	1556	3.767	0.772	0.773		0.598
품질다양	1532	3.421	0.955	0.745		0.557
개발신속	1505	3.237	0.880	0.788		0.630
기술력우월	1493	3.607	0.833	0.814		0.682
고유값				2.436	1.015
설명분산(%)				48.714	20.308
신뢰성(크론바하 알파)	0.664
주: 1=전혀 그렇지 않다, 2=그렇지 않은 편, 3=그저 그렇다, 4=다소 그런 편, 5=전적으로 그렇다

나) 인사관리전략과 조직전략

사업체패널에서 전반적 인사관리 특성을 7점 척도로 질문한 5개 문항을 신뢰도 분석하면, 크론바하 알파 값은 0.655로 신뢰도 기준을 충족한다. 요인분석 결과 □인사관리전략□이라는 하나의 요인이 추출되고, 요인적재량은 모두 0.5를 상회하는 등 유의미하다. 요인점수가 높은 기업은 인사관리전략이 육성형(make)이고, 요인 점수가 낮은 기업은 시장형(buy)으로 해석한다. 이밖에 기업은 조직유연성을 제고하기 위한 조직전략의 일환으로 팀제를 도입하고 있다. 사업체패널에서 팀제 도입 여부를 조사하고 있으므로, 조직전략의 대위변수로 팀제를 사용한다.

[표17] 인사관리전략(전반)

설문문항	기술통계			요인분석 결과
	응답수	평균	표준 편차	요인1 인사전략	공통 분산량
(-3) 인건비 절감 - 충성심 고양 (3)	1768	0.722	1.588	0.546	0.298
(-3) 외부충원/해고 - 장기고용/내부육성 (3)	1769	1.204	1.501	0.723	0.523
(-3) 비정규직 활용 - 정규직 활용 (3)	1769	1.373	1.597	0.586	0.344
(-3) 개인성과/업적 - 팀웍/인화 (3)	1772	0.305	1.646	0.619	0.383
(-3) 단기성과/업적 - 장기육성/개발 (3)	1768	0.812	1.515	0.769	0.591
고유값				2.138
설명분산(%)				42.763
신뢰도 (크론바하 알파)	0.655

4) 노사관계

핵심 노동자층을 제한하고 비정규직을 확대하려는 기업의 전략은 기본적으로 노동조합의 목적과 배치된다. 그러나 노동조합의 존재는 사용자로 하여금 노동조합 가입 또는 단체협약 적용대상에서 제외되는 비정규직 사용에 대한 인센티브를 증가시킨다. 노동조합이 있는 기업에서 비정규직 사용비율은 노동조합의 저항력에 달려 있다. 이 글에서는 기업의 비정규직 사용 유인에 대한 저항력의 지표로 노조유무와 파업유무를 사용한다. 노조유무는 컨퍼런스 자료에서 노동부의 전국노동조합조직현황을 사용했고, 파업유무는 사업체패널(노무관리자용)에서 지난 3년간(1999-2001년) 파업 유무를 계산해서 사용했다.

제3절 기술통계

실증분석에서 사용할 변수들의 기술통계를 살펴보면 다음과 같다.([표18] 참조) 첫째, 광공업이 60%, 300인 이상 대기업이 37%로, 분석대상 사업체가 광공업 대기업에 편중되어 있다. 비정규직 비율은 광공업(7.3%), 민간서비스업(10.7%), 공공서비스업(13.2%), 농림어업건설업(18.6%) 순으로 높고, 전체 사업체를 대상으로 할 때는 300인 이상 대기업이, 비정규직 사용 사업체를 대상으로 할 때는 100인 미만 중소기업이 높다.

둘째, 비임금 노동비용은 비정규직 사용 사업체와 미사용 사업체 사이에 차이가 없을 뿐만 아니라, 비정규직 비율과 (-) 상관관계를 보이고 있다. 이것은 비임금노동비용 비중이 높을수록 노동비용 절감을 목적으로 비정규직을 사용한다는 일반의 인식과 반대되는 결과이다. 인력부족률은 비정규직 미사용 사업체가 높지만, 비정규직 사용비율과 유의미한 상관관계는 없다. 고용변동성(경기순환변동, 계절변동)은 비정규직 사용·미사용 사업체 사이에 차이가 없지만, 계절변동은 비정규직 비율과 유의미한 (+) 상관관계를 보이고 있다. 비정규직 사용 사업체에서 경쟁 격화, 수요 증가에 대한 응답이 많지만, 비정규직 비율과 유의미한 상관관계는 없다.

셋째, 비정규직 사용 사업체에서 차별화전략, 시장형 인사관리전략, 팀제를 도입한 경우가 많다. 비정규직 비율과 상관관계를 살펴보면, 전체 사업체를 분석대상으로 할 때는 인사관리전략이 유의미한 (-), 조직전략은 유의미한 (+) 상관관계를 보이지만, 비정규직 사용 사업체로 대상을 한정하면 유의미하지 않다. 이에 비해 노조유무는 비정규직 사용 사업체를 분석대상으로 할 때만 유의미한 (-) 상관관계를 보이고 있다.

[표18] 기술통계

		평균값			상관관계		비정규직 비율
		전체	미사용	사용	전체	사용	전체	사용
전체		1206	491	715	1.00	1.00	9.52	16.05
기업 속성	광공업	0.60	0.61	0.59	-0.17*	-0.25*	7.25	12.37
	공공서비스업	0.18	0.15	0.19	0.11*	0.11*	13.17	20.28
	민간서비스업	0.17	0.18	0.16	0.03	0.07*	10.67	19.22
	농림어업건설업	0.06	0.06	0.06	0.14*	0.21*	18.57	31.25
	50인미만	0.21	0.33	0.14	-0.02	0.17*	9.00	23.56
	50-99인	0.17	0.21	0.15	-0.03	0.02	8.46	17.00
	100-299인	0.25	0.23	0.25	-0.07	-0.12*	7.59	12.41
	300-999인	0.19	0.13	0.23	0.08*	0.02	12.08	16.64
	1000인이상	0.18	0.10	0.23	0.05	-0.05	11.10	14.35
	관리직	6.57	7.97	5.61	-0.10*	-0.05
	연구기술직	9.60	10.51	8.97	-0.06*	-0.06
	사무직	20.88	20.11	21.41	-0.05	-0.10*
	서비스판매직	37.14	37.82	36.67	0.16*	0.19*
	생산기능직	14.92	13.07	16.20	-0.10	-0.14*
	단순노무직	10.89	10.53	11.14	0.11*	0.16*
	여성비율	18.29	16.43	19.57	0.08*	0.06
	50세이상비율	5.73	5.94	5.59	-0.02	-0.02
노동 수요	비임금노동비용	27.62	27.59	27.65	-0.15*	-0.14*
	인력부족률	2.74	2.94	2.60	0.04	0.07
	경기순환변동	0.037	0.038	0.037	0.01	0.02
	계절변동	0.005	0.005	0.005	0.08*	0.11*
	경쟁격화	0.01	-0.08	0.08	0.03	-0.01
	수요증가	-0.00	-0.07	0.04	0.04	0.02
기업 전략	차별화전략	0.03	-0.07	0.09	0.01	-0.04
	비용우위전략	-0.01	-0.03	-0.00	0.01	0.00
	인사관리전략	0.02	0.15	-0.06	-0.09*	-0.05
	조직전략	0.52	0.41	0.60	0.07*	-0.04
노사 관계	노조유	0.29	0.20	0.34	-0.01	-0.12*	9.32	13.12
	파업유	0.03	0.03	0.03	-0.01	-0.02	8.99	13.86

제4절 실증분석 결과

1. 모형

[표19]에서 (모형1)은 종속변수를 비정규직 사용 여부로 하여 프라빗 분석한 것으로, 기업속성과 기업전략만 유의미하다. (모형2)는 종속변수를 비정규직 사용비율로 하여 토빗분석한 것이고, (모형3)은 OLS 분석한 것이다. (모형2)와 (모형3) 모두 기업속성, 기업전략, 인력부족률만 유의미하다. (모형4)는 비정규직 사용사업체를 대상으로 OLS 분석한 것으로, 기업전략이 유의성을 상실하는 대신 상수값이 유의미하다는 점에서 (모형2)와 차이가 있다. 이것은 비정규직 사용 사업체에서 기업의 인사관리전략과 조직전략이 비정규직 사용으로 구체화된데 기인하는 것으로 해석된다.

2. 설명변수

가. 기업 속성

산업별로는 광공업과 민간서비스업 사이에 유의미한 차이가 없고, 공공서비스업과 농림어업건설업에서 유의미하게 높다. 공공서비스업에서 비정규직 비율이 민간서비스업보다 높은 것은, 기획예산처가 예산처리지침 등으로 공공부문 정원동결을 강제한데서 비롯된 것으로 해석된다. 기업규모별로 전체 사업체를 대상으로 할 때는 대기업에서 비정규직 사용비율이 높다. 그러나 비정규직 사용 사업체로 대상을 한정하면 중소기업에서 비정규직 사용비율이 높다. 따라서 선행 연구에서 상반된 결과는 분석 대상 표본의 차이에서 비롯된 측면이 클 것으로 판단된다. 직종별로는 사무관리직 비중이 높을수록 비정규직 사용비율이 낮고, 단순노무직과 서비스판매직 비중이 높을수록 높다.

) Houseman(2001)은 기업의 비정규직 사용 이유를 용이한 인력 조정, 특정 노동자 집단에게 낮은 임금 지급, 스크린 기능, 구조조정 또는 합병 과정에서 가해진 정원 제약 회피 등 4가지를 제시하고 있다. 앞으로 사업체 패널조사에서는 정원동결 등의 설문 조항을 추가할 필요가 있다.

나. 노동수요

노동수요 관련 6개 변수 가운데 인력부족률만 (모형2), (모형3), (모형4)에서 유의미한 (-)일 뿐, 비임금노동비용, 고용변동성(경기순환변동, 계절변동), 시장환경 변화(경쟁격화, 수요증가) 모두 유의미하지 않다. 인력부족률이 높을수록 비정규직 사용비율이 낮은 것은, 그만큼 노동시장 내에서 노동자들의 교섭력이 개선되어 □나쁜 일자리□를 수용하지 않게 되며, 기업은 부족한 일자리를 메우기 위해 비정규직 대신 정규직 일자리를 제공하기 때문인 것으로 해석된다. 이러한 해석은 외환위기 이후 노동시장 내에서 노동자들의 교섭력 저하가 비정규직 증가를 가져 왔다는 일반의 인식과 일치하고, 비정규직 일자리가 노동자들의 비자발적 선택에 의해 충원되고 있음을 말해준다.

경제환경 변화 가설은 비정규직 증가 원인을 경쟁의 격화와 수요의 불확실성 증가에서 찾는다. 그러나 시장환경 변화(경쟁격화, 수요증가)와 고용변동성(경기순환변동, 계절변동) 모두 유의미하지 않으므로, 경제환경 변화 가설은 기각된다. 정규직 보호 완충장치 가설은 □수요의 변동성이 클수록 정규직 보호를 위해 비정규직이 증가한다□고 가정한다. 고용변동성이 유의미하지 않으므로 정규직 보호 완충장치 가설도 기각된다.

다. 기업전략

인사관리전략은 (모형1), (모형2), (모형3) 모두 유의미한 (-)로, 기업의 인사관리전략이 육성형이면 비정규직 사용비율이 낮고, 인사관리전략이 시장형이면 높다. 외환위기 이후 시장형 인사관리전략이 확산되었으므로, 인사관리전략 변화 가설은 지지된다. 조직전략은 (모형1), (모형2), (모형3) 모두 유의미한 (+)로, 팀제를 도입한 기업일수록 비정규직 사용비율이 높다. 이것은 조직 유연성을 추구하는 기업일수록 비정규직 사용비율을 늘려 수량적 유연성을 추구하고 있다는 해석을 가능케 한다. 이밖에 기업의 경쟁전략 가운데 차별화 전략은 종속변수가 비정규직 사용여부일 때만 유의미한 (+)이다.

라. 노사관계

노조유무와 파업유무 모두 유의미하지 않다. 따라서 노사관계는 기업의 비정규직 사용에 유의미한 영향을 미치지 못 한다고 결론짓기 쉽다. 그러나 가구조사를 사용한 횡단면 분석과 시계열 분석 모두 노조효과가 유의미한 (-)임을 감안할 때, 이러한 결과는 사업체패널의 표본 추출과 노조유무 변수가 잘못 설계된데서 비롯된 것으로 해석된다.

[표19] 기업의 비정규직 사용 결정요인 분석결과

		모형1			모형2			모형3			모형4
		PROBIT			TOBIT			OLS			OLS
종속변수		사용여부			사용비율			사용비율			사용비율
상수		0.22	(0.30)		-1.23	(4.90)		5.98	(3.07)		12.81	(4.41)	**
기업 속성	대산업						***			***			***
	공공서비스업	0.14	(0.13)		7.87	(2.28)	***	6.03	(1.48)	***	8.10	(2.15)	***
	민간서비스업	-0.07	(0.14)		1.11	(2.44)		1.45	(1.53)		2.49	(2.34)
	농림어업건설업	0.24	(0.19)		15.48	(4.06)	***	11.85	(2.96)	***	18.83	(3.65)	***
	기업체규모			***			*						***
	50인미만	-0.50	(0.12)	***	-1.72	(2.40)		2.23	(1.40)		11.06	(2.52)	***
	50-99인	-0.29	(0.12)	*	-1.71	(2.13)		0.53	(1.25)		4.24	(1.97)	*
	300-999인	0.21	(0.12)		5.11	(1.94)	**	3.75	(1.34)	**	3.85	(1.72)	*
	1천인이상	0.31	(0.13)	*	4.25	(1.88)	*	2.39	(1.31)		1.78	(1.60)
	직종비율			**			***			***			***
	관리직	-0.01	(0.01)	*	-0.32	(0.11)	**	-0.18	(0.04)	***	-0.23	(0.07)	**
	연구기술직	-0.01	(0.00)	*	-0.17	(0.05)	***	-0.10	(0.03)	***	-0.15	(0.05)	**
	사무직	0.00	(0.00)		-0.07	(0.04)		-0.07	(0.03)	**	-0.18	(0.04)	***
	서비스판매직	0.00	(0.00)		0.08	(0.04)	*	0.07	(0.03)	*	0.08	(0.04)	*
	단순노무직	0.00	(0.00)		0.13	(0.04)	**	0.09	(0.03)	**	0.11	(0.04)	**
	여성비율	0.01	(0.00)	**	0.11	(0.04)	**	0.06	(0.03)		0.04	(0.04)
	50세이상	-0.00	(0.00)		-0.09	(0.07)		-0.07	(0.04)		-0.14	(0.06)	*
노동 수요	비임금노동비용	-0.01	(0.01)		0.02	(0.13)		0.05	(0.08)		0.09	(0.12)
	인력부족률	-0.07	(0.03)		-1.61	(0.59)	**	-0.94	(0.35)	**	-1.09	(0.53)	*
	경기순환변동	2.61	(25.29)		55.55	(30.53)		32.61	(21.60)		25.90	(25.21)
	계절변동	1.02	(11.48)		31.45	(262.0)		19.85	(179.4)		87.80	(265.4)
	경쟁격화	0.02	(0.04)		0.39	(0.69)		0.31	(0.43)		0.24	(0.58)
	수요증가	0.02	(0.04)		0.81	(0.75)		0.51	(0.47)		0.93	(0.72)
기업 전략	차별화전략	0.10	(0.04)	*	1.50	(0.79)		0.66	(0.50)		0.01	(0.70)
	비용우위전략	0.03	(0.04)		0.45	(0.68)		0.11	(0.44)		0.31	(0.60)
	인사관리전략	-0.19	(0.04)	***	-2.99	(0.74)	***	-1.49	(0.48)	**	-0.29	(0.68)
	조직전략	0.35	(0.08)	***	4.99	(1.50)	***	2.08	(0.94)	*	0.67	(1.34)
노사 관계	노조유무	0.15	(0.10)		-0.04	(1.49)		-1.04	(1.02)		-1.91	(1.35)
	파업유무	-0.10	(0.22)		-0.71	(3.41)		-0.35	(2.22)		0.15	(3.16)
N		1206 (491/715)			1206 (491/715)			1206 (491/715)			715 (0/715)
모델 □2 (자유도)		188.25***(26)			186.05***(26)			176.01***(26)			169.58***(26)
LL		-720.89			-3536.83			-4969.85			-3001.78
조정된 R2		0.115			0.108			0.117			0.181
주 : 1) ( )안은 표준오차. *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 유의미. 2) 산업은 광공업, 기업체 규모는 100-299인, 직종비율은 생산기능직 기준임. 3) 모형 1, 2, 3은 전체 사업체, 모형 4는 비정규직 사용 사업체를 표본으로 한 것임.

제5절 소결

지금까지 분석결과를 요약하면서 함의를 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 종속변수가 비정규직 사용비율일 때 기업속성, 기업전략(인사관리전략, 조직전략), 노동수요(인력부족률)는 유의미하고, 다른 변수는 유의미하지 않다. 가구조사를 사용한 횡단면 분석과 시계열 분석 모두 노조효과가 유의미한 (-)임에도 노조유무가 유의미하지 않은 것은, 사업체패널에서 표본 추출과 노조유무 변수가 잘못 설계된데서 비롯된 것으로 해석된다.

둘째, 산업별로는 광공업과 민간서비스업 사이에 유의미한 차이가 없고, 공공서비스업과 농림어업건설업은 유의미하게 높다. 공공서비스업에서 비정규직 비율이 민간서비스업보다 높은 것은, 기획예산처가 예산처리지침 등으로 공공부문 정원동결을 강제한데서 비롯된 것으로 해석된다. Pfeffer and Baron(1988)은 □정부가 청소·교정·소방 업무를 민간업체에 아웃소싱하면 그만큼 고용 외부화 관행이 정당화되고 확산된다□고 강조한다. 따라서 외환위기 이후 정부가 공공부문 정원동결, 아웃소싱 등을 강제한 것은 공공부문 뿐만 아니라 민간부문 비정규직 증가에도 커다란 영향을 미쳤을 것으로 판단된다.

셋째, 지금까지 선행 연구는 기업규모에 주목하여 상반된 연구 결과를 제시해 왔다. Davis-Blake and Uzzi(1993)는 대기업일수록 관료제가 발달되어 있고, 종업원들의 안정과 몰입을 필요로 하며, 수요가 변화해도 노동자들을 재배치할 여지가 많기 때문에, 사업체 규모와 임시직 사용 사이에 (-) 상관관계가 있다고 주장한다. Mangum, Mayall and Nelson(1985)은 대기업일수록 합리적 고용시스템을 갖고 있어 효율적으로 사용할 수 있기 때문에, 파견근로, 호출근로, 계약근로를 더 많이 사용한다고 주장한다. 분석 결과 대기업에서 비정규직 사용비율이 높다. 그러나 비정규직 사용 사업체로 대상을 한정하면 중소기업에서 비정규직 사용비율이 높다. 따라서 선행 연구에서 상반된 결과는 분석 대상 표본의 차이에서 비롯된 측면이 클 것으로 판단되는 바, 사업체조사 결과를 해석할 때는 신중한 접근이 요구된다.

넷째, 노동수요에서 인력부족률이 높을수록 비정규직 사용비율이 낮은 것은, 외환위기 이후 노동시장 내에서 노동자들의 교섭력 저하가 비정규직 증가를 가져 왔다는 일반의 인식과 일치하고, 비정규직 일자리가 노동자들의 비자발적 선택에 의해 충원되고 있음을 말해준다. 이에 비해 시장환경 변화(경쟁격화, 수요증가)와 고용변동성(경기순환변동, 계절변동) 모두 유의미하지 않으므로, 경제환경 변화 가설과 정규직 보호 완충장치 가설은 기각된다.

다섯째, 기업의 인사관리전략이 육성형이면 비정규직 사용비율이 낮고, 인사관리전략이 시장형이면 높다. 외환위기 이후 시장형 인사관리전략이 확산되었으므로, □인사관리전략 변화□ 가설은 지지된다.

여섯째, 팀제를 도입한 기업일수록 비정규직 사용비율이 높다. 이것은 조직 유연성을 추구하는 기업일수록 비정규직 사용비율을 늘려 수량적 유연성을 추구하고 있다는 해석을 가능케 한다. 그러나 기능적 유연성을 추구하는 기업일수록 비정규직 사용비율을 늘려 수량적 유연성을 동시에 추구하고 있다는 해석은 가능하지 않다. 그것은 과연 한국에서 팀제가 기능적 유연성을 추구하기 위한 수단으로 도입되었느냐에 대해 의문이 있고, 기능적 유연성의 핵심 요소 가운데 하나인 직무순환 등을 변수로 사용하지 않았기 때문이다. 이에 대해서는 추후 별도의 연구가 필요할 것으로 판단된다.

제6장 비정규직 증가 원인

제1절 분석 모형

제4장과 5장에서는 가구조사와 사업체조사 자료를 사용하여 현 시점에서 비정규직 결정요인을 횡단면 분석했다. 제6장에서는 거시지표를 사용하여 지난 20년간 노동공급, 노동수요, 노사관계 변수가 비정규직 증가에 미친 영향을 분석하고, 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화, 노사간 힘관계 변화 등 5개 가설을 검증한다. 종속변수는 비정규직 비율, 설명변수는 노동공급(기혼여성, 고연령층, 저연령층, 저학력층), 노동수요(경제성장, 실업률, 대미달러환율, 서비스산업비중, 경기순환변동, 계절변동, 비임금 노동비용), 노사관계(노조조직률)를 사용한다.

[그림7] 분석 모형
설명변수			종속변수
1. 노동공급	기혼여성, 고연령-저연령층, 저학력층	→	비정규직 비율
2. 노동수요	경제성장, 실업률, 대미달러환율, 서비스산업비중, 경기순환변동, 계절변동, 비임금 노동비용	→
3. 노사관계	노조 조직률	→

계량분석은 OLS 모형을 사용하되, 자기상관이 있을 때는 GLS 모형을 사용한다. 분석 모형은 [eqn: y=X beta + epsilon, ~ epsilon ∼N (0, OMEGA)]로 표현되며, [eqn: y]는 종속변수, X는 비정규직 비율 증감에 영향을 미치는 설명변수, □는 회귀계수, □는 오차항을 의미한다.

제2절 자료와 변수

1. 종속변수

종속변수인 임시일용직 비중은 □(임시직+일용직)÷노동자수□로 계산했다. 통계청은 1963년 3월부터 1982년 6월까지는 매분기, 1982년 7월 이후는 매월 경제활동인구조사를 실시하고 있다. 이 글에서는 관측치를 최대화하기 위해 1982년 7월 이후 매월 경제활동인구조사 결과를 이용한다. 통계청 KOSIS는 1982년 7월 이후 월별 노동자수 자료는 제공하지만, 상용직, 임시직, 일용직을 구분한 종사상 지위별 자료는 1989년 1월 이후부터 제공하고 있다. 따라서 1982년 7월부터 1985년 12월까지 종사상 지위별 자료는 통계청 □경제활동인구연보 1985□에서 구했고, 1986년 1월부터 1988년 12월까지는 경제활동인구조사 원자료에서 계산했으며, 1989년 1월 이후는 KOSIS 자료를 사용했다.

) 통계청은 2003년 2월부터 경제활동인구조사의 가중치를 달리 하여 1991년 이후 고용통계를 제공하고 있다. 노동자, 임시직, 일용직 등 고용통계는 2003년 3월 KOSIS에 게재된 최근 자료를 사용했다.

2. 설명변수

가. 노동공급

노동공급은 노동시장 내에서 교섭력이 취약해 비정규직 일자리를 수용하기 쉬운 계층인 기혼여성, 저연령층(24세 이하), 고연령층(55세 이상), 저학력층(중졸이하) 노동자 비율을 변수로 사용했다. 통계청의 KOSIS와 경제활동인구연보는 성별·연령별·학력별 취업자와 성별 노동자수 자료만 제공하고 있다. 따라서 기혼여성, 저연령층, 고연령층, 저학력층 노동자 비율은 경제활동인구조사 원자료(1983년 1월∼2002년 11월)에서 계산했다.

) 통계청이 가중치를 변경하면서 1991년 이후 노동자수는 최소 8만명, 최대 45만명, 평균 21만명(1.6%) 차이가 발생한다. 따라서 통계청의 가중치 변경에 따른 오차를 최소화하기 위해, 원자료에서 각 범주별로 노동자 비율을 계산하여 사용했다. 각 범주별로 노동자수를 구한 뒤 최근 KOSIS의 노동자수로 나누면 그만큼 오차가 커질 수 있기 때문이다.

2) 노동수요

경제성장의 지표로 산업생산지수, 노동수요의 지표로 실업률, 세계화에 따른 경쟁 격화의 지표로 대미달러 환율을 사용하고, 산업구조 변화의 지표로 □(광공업 대비) 서비스산업 노동자 비율□을 사용한다. 산업생산지수, 실업률, 대미달러환율은 통계청 KOSIS에서 구했고, 산업생산지수와 대미달러환율은 로그값을 주어 사용했다. KOSIS와 경제활동인구연보는 산업별 취업자 자료만 제공할 뿐 산업별 노동자 자료는 제공하지 않고 있다. 따라서 서비스산업 노동자 비율은 경제활동인구조사 원자료에서 계산했다.

노동수요의 변동성은 산업생산지수 자료에서 경기순환변동과 계절변동을 계산하여 사용했다. 미국 상무성의 Census X12 방법을 사용하여 계절조정하면 □경기변동+계절변동+불규칙변동□으로 분해되므로, 계절변동은 곧바로 구할 수 있다. 그러나 경기변동은 □장기추세+경기순환변동□으로 분해되지 않는다. HP(Hodrick-Prescott) 필터를 사용하여 로그노동자수를 필터링하면 □장기추세+변동성□으로 분해되므로, 경기순환변동은 Census X12 방법으로 계산한 경기변동에서, HP 필터를 사용하여 계산한 장기추세를 차감하여 계산했다. 산업생산지수는 통계청의 KOSIS에서 1982년 7월부터 2002년 12월까지 자료를 사용했다.

기업복지 등 비임금 노동비용 비중은 노동부 기업체노동비용조사(1982-2001년)를 이용했다. 1982년부터 1997년까지는 30인 이상 기업체, 1998년 이후는 10인 이상 기업체를 조사대상으로 하고 있어, 시계열의 연속성을 유지하기 위해 1998년 이후는 10-29인 기업체를 제외한 30인 이상 기업체 조사결과를 사용했다. 연 1회 월노동비용을 집계한 자료이므로, 당해연도 12개월에 동일한 수치를 적용했다.

3) 노사관계

노동조합 저항력의 지표로 노조 조직률을 사용했다. 노조 조직률은 Bain and Price(1980)에 따라 □조합원수÷(노동자수+실업자수)□로 계산했다. 흔히 □노조 조직률=조합원수÷노동자수□로 계산하지만, 이 때는 1998년처럼 대량실업으로 노동조합의 저항력이 현저하게 감소하더라도, 노동자수가 조합원수보다 빠른 속도로 감소하면 노조 조직률이 증가하는 불일치가 발생한다. 조합원수, 노동자수, 실업자수는 KOSIS에서 구했다. 조합원수는 노동부가 매년 12월말 기준으로 조사하고 있어, 보간법으로 매월 조합원수를 계산한 뒤, 월별 (노동자수+실업자수)로 나누어 노조 조직률을 계산했다.

) 1987년부터 1989년까지는 6월 기준 조사 결과도 함께 이용했다.

제3절 단위근 검정

시계열 자료를 분석할 때는 분석대상 시계열 자료의 안정성(stationary) 여부를 판별하는 것이 중요하다. 따라서 ADF(Augmented Dickey-Fuller) 검정법을 이용하여 단위근 귀무가설을 검정했다.([표20] 참조) 단위근 검정 결과 경기순환변동과 계절변동을 제외한 모든 변수가 단위근을 갖는 불안정한(non-stationary) 시계열 자료로 추정된다. 따라서 경기순환변동과 계절변동 이외의 변수는 모두 1계 차분하여 분석한다.

) 실업률과 경기순환변동, 계절변동은 절편이 없는 모형을 채택했고, 다른 변수는 모두 절편을 갖는 모형을 채택했다.

[표20] 단위근 검정결과 (ADF 검정)

		절편없음			절편			절편+추세
		내생시차	검정 통계량	단위근유무	내생 시차	검정 통계량	단위근유무	내생 시차	검정 통계량	단위근유무
종속변수	비정규직비율	2	1.002	○	2	-2.152	○	2	-1.976	○
노동공급	기혼여성	2	-1.83	○	2	-1.704	○	3	-3.232	○
	24세이하	0	-3.288	×	0	-0.790	○	0	-4.193	×
	55세이상	0	1.457	○	0	-1.353	○	2	-3.565	×
	중졸이하	2	-3.506	×	2	-1.985	○	2	-2.503	○
노동수요	산업생산지수	5	-5.656	○	5	-1.610	○	5	-2.235	○
	실업률	2	-1.129	○	2	-2.913	×	2	2.920	○
	대미달러환율	2	0.809	○	2	-1.051	○	1	-2.156	○
	3차산업/2차산업	1	3.425	○	1	0.640	○	0	-2.017	○
	경기순환변동	6	-4.173	×	6	-4.173	×	6	-4.176	×
	계절변동	14	-11.029	×	14	-11.043	×	14	-11.080	×
	비임금 노동비용	0	0.216	○	0	-1.225	○	0	-2.270	○
노사관계	노조조직률	1	-0.713	○	1	-0.690	○	1	-1.005	○

제4절 기술통계

1980년대 이래 한국 사회는 정치·경제·사회·문화적으로 커다란 변화를 경험해 왔고, 이러한 변화는 한국의 노동시장과 노사관계에 커다란 영향을 미쳐 왔다. 특히 □전국민의 힘으로 대통령 직선제를 쟁취한 1987년 6월 항쟁과 7-9월 노동자 대투쟁, 12월 대통령 선거와 1988년 4월 국회의원 총선, 여소야대 국회□ 등은 대중투쟁의 활성화에 유리한 조건을 조성했고, 이에 따라 1987년 하반기부터 1988년 말까지는 □민주노조운동의 폭발적 대두기□(김유선, 1998)이자 □정치 사회적 격변과 노사관계 제도의 변화를 수반한 노사관계 패러다임 전환기□(김유선, 2000)로 평가되고 있다. 이밖에 1997년말 외환위기는 대량실업과 구조조정, 비정규직 50% 상회 등으로 한국의 노동시장과 노사관계에 커다란 영향을 미친 사건으로 평가된다.

[표21]에서 기술통계를 살펴보면 1987∼88년 격변기(1987년 6월∼1988년 2월)에는 노조 조직률이 큰 폭으로 증가하고 비정규직 비율이 감소했다. 1997년말 외환위기를 전후(1997년 7월∼1998년 8월)해서는 산업생산이 큰 폭으로 감소하고, 실업률, 경기순환변동, 계절변동이 증가하는 등 지난 20년간 평균값과 상당한 차이를 보이고 있다. 따라서 1987∼88년 격변기와 외환위기 전후를 통제하고 분석할 필요가 생기는데, 이들 두 시기를 통제하기 전과 후를 비교하면 기술통계에서 상당한 차이를 발견할 수 있다.

[표21] 기술통계

	모든 시기 1983:2-2001:12 N=227		87∼88 격변기 (1987:6-1988:12) N=19		외환위기 전후 (1997:7-1998:8) N=14		87∼88 격변기, 외환위기 제외 N=194
변수	평균	편차	평균	편차	평균	편차	평균	편차
D(PIRREGt)	0.0027	0.0282	-0.0035	0.0266	0.0024	0.0193	0.0033	0.0289
D(PMARFEMt)	0.0006	0.0045	0.0003	0.0044	-0.0002	0.0039	0.0007	0.0046
D(POLDt)	0.0003	0.0028	0.0002	0.0031	-0.0006	0.0041	0.0004	0.0026
D(PYOUNGt)	-0.0007	0.0038	-0.0011	0.0032	-0.0016	0.0037	-0.0006	0.0039
D(PEDU1t)	-0.0013	0.0070	-0.0022	0.0086	-0.0037	0.0122	-0.0011	0.0063
D(LIPIt)	0.0079	0.0578	0.0073	0.0656	-0.0124	0.0520	0.0094	0.0574
D(LEXCHANt)	0.0025	0.0286	-0.0097	0.0081	0.0289	0.1002	0.0018	0.0144
D(PIND32t)	0.0065	0.0273	0.0012	0.0178	0.0189	0.0336	0.0061	0.0274
D(URt)	-0.0097	0.4696	-0.0158	0.3270	0.3571	0.5170	-0.0356	0.4688
LIPI_CCt	0.0017	0.0392	0.0334	0.0125	-0.0530	0.0760	0.0026	0.0329
LIPI_SCt	0.0002	0.0381	0.0026	0.0295	-0.0046	0.0417	0.0003	0.0387
D(PLC2t)	0.0004	0.0121	0.0000	0.0000	0.0097	0.0363	-0.0002	0.0087
D(TUDt)	-0.0001	0.0019	0.0032	0.0025	-0.0004	0.0013	-0.0004	0.0015

1987∼88년 격변기와 1997년말 외환위기 전후를 통제하더라도, 지난 20년간 한국 사회는 전두환·노태우·김영삼·김대중 등 서로 성격을 달리하는 정치권력이 교체되어 왔고, 이러한 정치권력 교체는 노동시장과 노사관계에 커다란 영향을 미쳐 왔다. 따라서 역대 정권 별로 살펴볼 필요가 생기는데, 다음과 같은 특징을 발견할 수 있다.([표22] 참조)

첫째, 비정규직 비율은 전두환 정권 때 가장 빠른 속도로 증가했고, 노태우 정권 때 감소했다. 흔히 김대중 정권 때 비정규직 비율이 급증한 것으로 인식하지만, 김대중 정권보다 김영삼 정권 때 더 빠른 속도로 증가했다. 노조 조직률은 전두환·노태우·김영삼 정권 때 감소하고, 김대중 정권 때 증가했다. 기혼여성과 고연령층은 계속 증가하고, 저연령층과 저학력층은 계속 감소했지만, 김대중 정권 때 저학력층 비중은 증가했다.

둘째, 노태우 정권을 저점으로 산업생산 증가율이 높아지고 있다. 실업률은 노태우 정권 때는 증가했지만, 전두환·김영삼·김대중 정권 때 감소했고, 김대중 정권 때 가장 큰 폭으로 감소했다. 대미달러환율은 김대중 정권 때 감소했고, 다른 정권 때는 증가했다. 서비스산업 비중은 노태우·김영삼 정권 때는 증가했지만, 김대중 정권 때 증가세가 둔화되고 있다. 경기순환변동은 김영삼 정권 이후 큰 폭으로 증가했다. 인건비 대비 비임금노동비용 비중은 노태우 정권 때만 증가했고, 이후 감소하고 있다.

[표22] 시기별 기술통계

	전두환 정권 (1983:2-1987:5)		노태우 정권 (1989:1-1993:2)		김영삼 정권 (1993:3-1997:6)		김대중 정권 (1998:9-2001:12)
변수	평균	편차	평균	편차	평균	편차	평균	편차
D(PIRREGt)	0.0096	0.0511	-0.0019	0.0165	0.0028	0.0107	0.0023	0.0118
D(PMARFEMt)	0.0011	0.0063	0.0003	0.0038	0.0006	0.0032	0.0007	0.0043
D(POLDt)	0.0003	0.0030	0.0003	0.0025	0.0006	0.0017	0.0002	0.0033
D(PYOUNGt)	-0.0012	0.0044	-0.0006	0.0032	-0.0005	0.0030	-0.0001	0.0048
D(PEDU1t)	-0.0019	0.0088	-0.0019	0.0056	-0.0003	0.0041	0.0001	0.0056
D(LIPIt)	0.0135	0.0522	0.0034	0.0603	0.0086	0.0592	0.0127	0.0593
D(LEXCHANt)	0.0017	0.0069	0.0030	0.0053	0.0021	0.0099	-0.0001	0.0282
D(PIND32t)	-0.0011	0.0351	0.0100	0.0199	0.0132	0.0196	0.0015	0.0305
D(URt)	-0.0519	0.7384	0.0160	0.3209	-0.0212	0.2190	-0.0975	0.4179
LIPI_CCt	-0.0010	0.0330	-0.0024	0.0183	0.0080	0.0206	0.0065	0.0534
LIPI_SCt	-0.0002	0.0387	-0.0022	0.0370	0.0016	0.0390	0.0024	0.0417
D(PLC2t)	-0.0011	0.0060	0.0020	0.0077	-0.0000	0.0069	-0.0022	0.0133
D(TUDt)	-0.0005	0.0019	-0.0004	0.0016	-0.0006	0.0009	0.0001	0.0013

제5절 실증분석 결과

1. 1983-2001년

) 노동부 □기업체 노동비용조사□에서 비임금노동비용과 □전국노동조합조직현황□에서 조합원수 통계가 2001년까지만 발표되었으므로, 분석대상 기간은 2001년까지로 제한된다.

[표23]은 1983년부터 2001년까지를 분석한 결과이고, [표24]는 1987∼88년 격변기와 1997년말 외환위기 전후를 통제하고 분석한 결과이다. (모형1)은 12개 변수 모두 설명변수로 사용한 결과이고, (모형2)는 LR test를 사용하여 잉여 변수를 제거하고 유의미한 변수만 사용한 결과이다. [표23]과 [표24]에서 (모형1)과 (모형2) 모두 동일한 설명력을 가지고 있음을 확인할 수 있다. [표23]에서는 산업생산이 유의미하지만, [표24]에서는 비임금노동비용이 유의미하다는 점만 차이가 날 뿐이다. [표24]에서 (모형2)를 중심으로 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미하다. 모형의 설명력은 53.4%이고 노조 조직률은 계수값이 -8.03***으로, 시장외적 요인 즉 행위주체 요인이 미친 영향이 크다.

둘째, 노동공급에서는 저학력층만 유의미하고 기혼여성, 고연령층, 저연령층은 유의미하지 않다. 저학력층 비중이 증가하면 비정규직 비율이 증가한다. 지난 20년간 저학력층 비중은 감소했으므로, 노동공급은 비정규직 비율 감소요인으로 작용했다. 따라서 인적구성 변화 가설은 기각된다.

셋째, 노동수요에서 실업률과 비임금노동비용만 유의미한 (-)이고, 다른 변수는 모두 유의미하지 않다. 지난 20년 동안 실업률과 비임금노동비용 모두 감소했으므로, 노동수요는 비정규직 비율 증가요인으로 작용했다. 실업률이 증가할 때 비정규직 비율이 감소하는 것은 경기침체 국면에서 고용조정이 손쉬운 비정규직부터 일자리를 상실하기 때문이고, 실업률이 하락할 때 비정규직 비율이 증가하는 것은 취약계층 일자리가 늘어나기 때문이다. 비임금노동비용 비중이 증가할 때 비정규직 비율이 감소하는 것은, 기업복지 등 비임금노동비용 증가에서 비정규직 증가 원인을 찾는 기존의 연구와 반대되는 결과이다. 이것은 비임금노동비용 비중 증가란 그만큼 좋은 일자리가 늘어나는 것을 의미하기 때문으로 해석할 수 있다. 대미달러환율, 서비스산업비중, 경기순환변동, 계절변동 모두 유의미하지 않으므로, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화 가설은 기각된다.

넷째, 노조 조직률은 유의미한 (-)이다. 즉 노조 조직률이 증가하면 비정규직 비율이 감소한다. 지난 20년간 노조 조직률 하락은 비정규직 증가요인으로 작용했고, □노사간 힘관계 변화□ 가설은 지지된다.

이상을 종합하면 지난 20년간 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미한 영향을 미쳤다. 노동공급은 비정규직 비율 감소요인, 노동수요와 노조 조직률 하락은 증가요인으로 작용했다. 모형의 설명력은 53.4%이고 노조 조직률은 계수값이 -8.03***으로, 시장외적 요인 즉 행위주체가 미친 영향이 매우 크다. 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화 가설은 기각되고, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다.

[표23] 회귀분석 결과 (1983:2-2001:12, N=227)

		(모형1)			(모형2)			평균값	□2
D(PIRREGt)	비정규직 비율 변화							0.0027
C	상수	0.00	(0.00)		0.00	(0.00)	*
D(PMARFEMt)	기혼여성 비율 변화	1.09	(0.77)					0.0007
D(POLDt)	고령층 비율 변화	-0.73	(1.15)					0.0004
D(PYOUNGt)	저연령층 비율 변화	0.45	(0.50)					-0.0006
D(PEDU1t)	저학력층 비율 변화	0.94	(0.62)		0.97	(0.33)	**	-0.0011	13.15***
D(LIPIt)	산업생산지수 변화율	0.05	(0.02)		0.04	(0.02)	*	0.0094	2.67
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	-0.00	(0.03)					0.0018
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	0.10	(0.07)					0.0061
D(URt)	실업률 변화	-0.02	(0.00)	**	-0.02	(0.00)	***	-0.0356	19.71***
LIPI_CCt	경기순환변동	-0.04	(0.03)					0.0026
LIPI_SCt	계절변동	-0.01	(0.05)					0.0003
D(PLC2t)	비노동임금비용 변화	-0.00	(0.14)					-0.0002
D(TUDt)	노조조직률 변화	-4.07	(1.51)	**	-5.13	(1.36)	***	-0.0004	36.50***
모델□2 (자유도)		182.47***(12)			174.61***(4)
조정된 R2		0.527			0.528
LM test : NR2(p값)		1.66 (0.20)			1.33 (0.25)
주 : 1) ( )안은 표준오차. *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 유의미. 2) Newey-West heteroskedasticity consistent covariance matrix로 계열상관과 이분산을 잡아준 결과임.

[표24] 회귀분석 결과 (1983:2-2001:12, 87-88과 외환위기 통제, N=194)

		(모형1)			(모형2)			평균값	□2
D(PIRREGt)	비정규직 비율 변화							0.0033
C	상수	0.00	(0.00)		0.00	(0.00)
D(PMARFEMt)	기혼여성 비율 변화	0.80	(0.85)					0.0007
D(POLDt)	고령층 비율 변화	-0.68	(1.19)					0.0004
D(PYOUNGt)	저연령층 비율 변화	0.52	(0.59)					-0.0006
D(PEDU1t)	저학력층 비율 변화	0.91	(0.77)		0.86	(0.40)	*	-0.0011	7.12**
D(LIPIt)	산업생산지수 변화율	0.03	(0.03)					0.0097
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	-0.05	(0.07)					0.0012
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	0.09	(0.08)					0.0062
D(URt)	실업률 변화	-0.02	(0.01)	**	-0.02	(0.01)	***	-0.0382	21.19***
LIPI_CCt	경기순환변동	-0.07	(0.04)					0.0038
LIPI_SCt	계절변동	-0.02	(0.07)					0.0009
D(PLC2t)	비노동임금비용 변화	-0.31	(0.16)		-0.37	(0.16)	*	-0.0002	4.93*
D(TUDt)	노조조직률 변화	-6.70	(2.26)	**	-8.03	(1.99)	***	-0.0002	45.09***
모델□2 (자유도)		157.58***(12)			152.06***(4)
조정된 R2		0.527			0.534
LM test : NR2(p값)		1.16 (0.28)			1.68 (0.20)
주 : [표23]과 동일

2. 1989-2001년

[그림8]은 [표23]에서, [그림9]는 [표24]에서 (모형1)의 잔차를 그래프로 그린 것이다. □1987-88년 격변기와 1997년 말 외환위기 전후□를 통제할 때와 통제하지 않을 때 모두, 1980년대 초중반 전두환 정권 때는 잔차가 크고 이상치가 있지만, 1989년 이후는 잔차가 작다는 사실을 확인할 수 있다. 따라서 1980년대 초중반을 제외하고 1989년 이후를 분석할 필요가 생긴다.

[표25]는 1989년부터 2001년까지를 분석한 결과이고, [표26]은 외환위기 전후(1997년 7월∼1998년 8월)를 통제하고 분석한 결과이다. [표25]와 [표26]에서 (모형1)과 (모형2) 모두 동일한 설명력을 가지고 있음을 알 수 있다. [표26]에서 (모형2)를 중심으로 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미한 영향을 미치고 있다. 모형의 설명력은 81.0%이고 노조 조직률은 계수값이 -1.66*으로, 1983년부터 2001년까지를 분석할 때보다 노동시장 요인이 미치는 영향이 크게 확대되었다.

둘째, 노동공급에서 기혼여성, 저연령층, 저학력층은 유의미한 (+)이고, 고연령층은 유의미하지 않다. 기혼여성, 저연령층, 저학력층이 증가하면 비정규직 비율이 증가한다. 지난 15년간 기혼여성은 증가했고, 저연령층과 저학력층은 감소했다. 따라서 기혼여성은 비정규직 비율 증가요인, 저연령층과 저학력층은 감소요인으로 작용했고, 전체적으로 노동공급은 비정규직 비율 감소요인으로 작용했다. 따라서 □인적구성 변화□ 가설은 기각된다.

셋째, 노동수요에서 산업생산, 서비스산업비중은 유의미한 (+)이고, 실업률, 경기순환변동, 계절변동은 유의미한 (-)이며, 대미달러환율, 비임금노동비용은 유의미하지 않다. 지난 15년간 실업률은 감소하고, 산업생산, 서비스산업비중은 증가했으며, 경기순환변동, 계절변동은 평균값이 (+)이다. 따라서 산업생산, 서비스산업비중, 실업률은 비정규직 비율 증가요인, 경기순환변동, 계절변동은 감소요인으로 작용했고, 전체적으로 노동수요는 비정규직 비율 증가요인으로 작용했다.

넷째, 서비스산업비중은 유의미한 (+)이고, 지난 15년간 서비스산업비중이 증가했으므로, 산업구조 변화 가설은 지지된다. 그러나 경쟁격화의 지표로 사용한 대미달러환율은 유의미하지 않고, 경기순환변동과 계절변동은 유의미한 (-)로 변동폭이 클수록 비정규직 비율이 감소한다. 따라서 경제환경 변화 가설과 정규직 보호 완충장치 가설은 기각된다.

다섯째, 노조 조직률은 유의미한 (-)이다. 노조 조직률이 증가하면 비정규직 비율이 감소한다. 지난 15년간 노조 조직률 하락은 비정규직 비율 증가요인으로 작용했고, □노사간 힘관계 변화□ 가설은 지지된다.

이상을 종합하면 지난 15년 동안 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미한 영향을 미쳤다. 노동공급은 비정규직 비율 감소요인, 노동수요와 노조 조직률 하락은 증가요인으로 작용했다. 모형의 설명력은 81.0%이고 노조 조직률은 계수값이 -1.66*으로, 1983년부터를 분석대상 기간으로 할 때와 비교하면 노동시장 요인이 미치는 영향이 크게 강화되었다. 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 기각되고, 산업구조 변화, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다.

[표25] 회귀분석 결과 (1989:1-2001:12, N=156)

		(모형1)			(모형2)			평균값	□2
D(PIRREGt)	비정규직 비율 변화							0.0011
C	상수	0.00	(0.00)		-0.00	(0.00)
D(PMARFEMt)	기혼여성 비율 변화	0.65	(0.26)	*	0.69	(0.25)	**	0.0004	7.77**
D(POLDt)	고령층 비율 변화	-0.53	(0.49)					0.0003
D(PYOUNGt)	저연령층 비율 변화	0.87	(0.21)	***	0.90	(0.16)	***	-0.0005	35.17***
D(PEDU1t)	저학력층 비율 변화	0.79	(0.19)	***	0.60	(0.15)	***	-0.0010	24.80***
D(LIPIt)	산업생산지수 변화율	0.02	(0.01)	*	0.02	(0.01)	*	0.0061	4.65*
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	-0.01	(0.01)					0.0042
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	0.06	(0.03)	*	0.06	(0.02)	*	0.0097	7.51**
D(URt)	실업률 변화	-0.01	(0.00)	***	-0.01	(0.00)	***	0.0051	26.04***
LIPI_CCt	경기순환변동	-0.04	(0.02)	**	-0.04	(0.02)	*	-0.0012	4.58*
LIPI_SCt	계절변동	-0.01	(0.02)					0.0000
D(PLC2t)	비노동임금비용 변화	0.00	(0.06)					0.0009
D(TUDt)	노조조직률 변화	-3.94	(0.65)	***	-3.72	(0.67)	***	-0.0004	32.26***
AR(1)		0.43	(0.08)	***	0.41	(0.08)	***		19.43***
모델□2 (자유도)		279.52***(12)			276.79***(8)
조정된 R2		0.818			0.820
LM test : NR2(p값)		5.35 (0.07)			5.66 (0.06)
주 : [표23]과 동일

[표26] 회귀분석 결과 (1989:1-2001:12, 87-88과 외환위기 통제, N=142)

		(모형1)			(모형2)			평균값	□2
D(PIRREGt)	비정규직 비율 변화							0.0010
C	상수	0.00	(0.00)		-0.00	(0.00)
D(PMARFEMt)	기혼여성 비율 변화	1.15	(0.27)	***	1.17	(0.27)	***	0.0005	23.90***
D(POLDt)	고령층 비율 변화	-0.59	(0.40)					0.0004
D(PYOUNGt)	저연령층 비율 변화	1.30	(0.19)	***	1.36	(0.17)	***	-0.0004	47.38***
D(PEDU1t)	저학력층 비율 변화	1.14	(0.12)	***	0.91	(0.12)	***	-0.0008	34.49***
D(LIPIt)	산업생산지수 변화율	0.04	(0.01)	***	0.04	(0.01)	***	0.0079	11.25***
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	-0.04	(0.04)					0.0018
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	0.11	(0.03)	***	0.09	(0.03)	**	0.0088	14.39***
D(URt)	실업률 변화	-0.01	(0.00)	***	-0.01	(0.00)	***	-0.0296	22.66***
LIPI_CCt	경기순환변동	-0.04	(0.01)	*	-0.04	(0.01)	*	0.0039	7.82**
LIPI_SCt	계절변동	-0.04	(0.01)	**	-0.03	(0.01)	*	0.0005	3.16
D(PLC2t)	비노동임금비용 변화	-0.13	(0.08)					0.0000
D(TUDt)	노조조직률 변화	-2.04	(0.58)	***	-1.66	(0.64)	*	-0.0004	9.96**
모델□2 (자유도)		256.65***(12)			245.30***(9)
조정된 R2		0.821			0.810
LM test : NR2(p값)		3.78 (0.05)			3.75 (0.05)

3. 역대 정권 비교

가. 전두환 정권

전두환 정권 때 노동정책은 초보적인 노동조합 결성권 조차 원천적으로 봉쇄하는 등 매우 폭압적이고 억압적인 것이었다. 노동조합운동의 역량도 매우 취약했기 때문에 전두환 정권의 노동정책은 일방적으로 관철될 수 있었다. 그 결과 노조 조직률은 하락하고, 비정규직 비율은 다른 어느 시기보다 빠른 속도로 증가했다. 이 시기 특징을 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 노동공급은 유의미하지 않고 노동수요와 노사관계만 유의미하다. 모형의 설명력이 노태우·김영삼·김대중 정권 때는 84∼88%인데 전두환 정권 때는 61.9%로 다른 정권보다 크게 낮다. 더욱이 노조 조직률은 계수값이 -16.53***으로 다른 정권보다 크게 높다. 이것은 전두환 정권 때 비정규직이 빠른 속도로 증가한 것은 시장외적 요인 즉 행위주체 요인에 기인함을 말해준다.

둘째, 노동수요에서 실업률과 비임금노동비용만 유의미한 (-)이고, 다른 변수는 모두 유의미하지 않다. 전두환 정권 때 실업률과 비임금노동비용 모두 감소했다. 따라서 노동수요는 비정규직 비율 증가요인으로 작용했다. 다른 변수는 모두 유의미하지 않으므로, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화 가설은 기각된다.

셋째, 노조 조직률은 유의미한 (-)이다. 노조 조직률이 하락하면 비정규직 비율은 증가한다. 따라서 전두환 정권 때 노조 조직률 하락은 비정규직 증가요인으로 작용했고, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다.

이상을 종합하면 전두환 정권 때는 노동공급은 유의미한 영향을 미치지 못 했고, 노동수요와 노사관계만 비정규직 비율 증가요인으로 작용했다. 모형의 설명력은 61.9%이고 노조 조직률은 계수값이 -16.53***으로, 시장외적 요인 즉 행위주체가 미친 영향이 매우 컸다. 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화 가설은 기각되고, 노사간 힘관계 변화 가설만 지지된다.

[표27] 회귀분석 결과 (전두환 정권, 1983:2-1987:5, N=52)

		(모형1) OLS			(모형2) OLS			평균값	□2
D(PIRREGt)	비정규직 비율 변화							0.0096
C	상수	-0.00	(0.01)		-0.00	(0.01)
D(PMARFEMt)	기혼여성 비율 변화	0.13	(1.12)					0.0011
D(POLDt)	고령층 비율 변화	2.58	(2.58)					0.0003
D(PYOUNGt)	저연령층 비율 변화	0.08	(0.98)					-0.0012
D(PEDU1t)	저학력층 비율 변화	-0.91	(1.66)					-0.0019
D(LIPIt)	산업생산지수 변화율	0.05	(0.11)					0.0135
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	-0.31	(0.83)					0.0017
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	-0.02	(0.25)					-0.0011
D(URt)	실업률 변화	-0.02	(0.01)		-0.03	(0.01)	***	-0.0519	16.12***
LIPI_CCt	경기순환변동	-0.22	(0.13)					-0.0010
LIPI_SCt	계절변동	0.24	(0.26)					-0.0002
D(PLC2t)	비노동임금비용 변화	-1.43	(0.45)	**	-1.75	(0.49)	***	-0.0011	5.90*
D(TUDt)	노조조직률 변화	-17.42	(6.96)	*	-16.53	(2.95)	***	-0.0005	32.57***
모델□2 (자유도)		56.92***(12)			59.13***(3)
조정된 R2		0.562			0.619
LM test : NR2(p값)		1.15 (0.28)			0.64 (0.42)
주 : [표23]과 동일

나. 노태우 정권

1998년 3월 집권한 노태우 정권은, 집권 초기에는 민주화의 열기와 노동운동의 폭발적 전개로 노동운동 탄압에 나서지 못 했다. 그러나 1989년 1월 2일 풍산금속 경찰병력 투입을 시작으로 노동운동에 대한 전면적인 탄압을 시작했다. 그 결과 1989년부터 1992년까지 노동현장은 파업과 공권력 투입, 구속과 해고가 일상적으로 반복되는 격전지가 되었다. 1988년 한 해 동안 구속 노동자는 80명이었지만 1989년에는 611명으로 8배 증가했고, 1990년에는 492명, 1991년에는 515명, 1992년에는 275명으로, 1989년부터 1992년까지 4년 동안 구속 노동자는 1,893명에 이르렀다. 이에 따라 노태우 정권이 집권한 1989∼1992년은 정권과 자본의 혹독한 탄압 속에 민주노조 운동을 지켜낸 시련기이자 사수기로 평가되고 있다.(김유선, 1998) 이 시기는 비정규직 비율이 감소한 유일한 시기이기도 한데, 그 특징을 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 노동공급과 노동수요는 유의미하지만, 노사관계는 유의미하지 않다. 모형의 설명력은 88.4%로, 노태우 정권 때 비정규직 비율 감소는 주로 노동시장 요인에 기인했고, 행위주체 요인이 미친 영향은 크지 않다.

둘째, 노동공급에서 기혼여성, 저연령층, 저학력층은 유의미한 (+)이고 고연령층은 유의미하지 않다. 노태우 정권 때 기혼여성은 증가하고, 저연령층과 저학력층은 빠른 속도로 감소했다. 따라서 기혼여성은 비정규직 비율 증가요인, 저연령층과 저학력층은 감소요인으로 작용했고, 전체적으로 노동공급은 비정규직 비율 감소요인으로 작용했다. □인적구성 변화□ 가설은 기각된다.

셋째, 노동수요에서 산업생산, 서비스산업비중은 유의미한 (+)이고, 경기순환변동, 비임금노동비용은 유의미한 (-)이며, 대미달러환율, 실업률, 계절변동은 유의미하지 않다. 노태우 정권 때 산업생산, 서비스산업비중, 비임금노동비용은 증가했고, 경기순환변동은 평균값이 (-)이다. 따라서 산업생산, 서비스산업비중, 경기순환변동은 비정규직 비율 증가요인, 비임금노동비용은 감소요인으로 작용했고, 전체적으로 노동수요는 비정규직 비율 증가요인으로 작용했다.

넷째, 서비스산업비중은 유의미한 (+)이고, 노태우 정권 때 서비스산업비중은 증가했다. 따라서 산업구조 변화 가설은 지지된다. 그러나 경쟁격화의 지표로 사용한 대미달러환율은 유의미하지 않고, 경기순환변동은 유의미한 (-)로 경기변동폭이 클수록 비정규직이 감소하며, 계절변동은 유의미하지 않다. 따라서 경제환경 변화 가설과 정규직 보호 완충장치 가설은 기각된다.

다섯째, 노조 조직률은 계수값의 부호는 (-)이지만 통계적으로 유의미하지 않다. 이것은 ⑴ 당시 비정규직 비율이 감소하고 있었고, ⑵ 정부가 노동시장 유연화 정책을 추진하기 이전이며, ⑶ 대다수 기업에게 시장형 인사관리제도란 생소한 개념이었기 때문에, 노동조합이 이에 저항할 필요성을 못 느꼈기 때문인 것으로 해석된다.

이상을 종합하면 노태우 정권 때는 노동공급과 노동수요만 유의미한 영향을 미쳤고, 노사관계는 유의미하지 않다. 노동공급은 비정규직 비율 감소요인, 노동수요는 증가요인으로 작용했다. 모형의 설명력은 88.4%로 이 시기 비정규직 감소는 노동시장 요인에 주로 기인한다. 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 노사간 힘관계 변화 가설은 기각되고, 산업구조 변화 가설만 지지된다.

[표28] 회귀분석 결과 (노태우 정권, 1989:1-1993:2, N=50)

		(모형1) OLS			(모형2) OLS			평균값	□2
D(PIRREGt)	비정규직 비율 변화							-0.0019
C	상수	-0.00	(0.00)		-0.00	(0.00)
D(PMARFEMt)	기혼여성 비율 변화	1.57	(0.38)	***	1.76	(0.38)	***	0.0003	25.05***
D(POLDt)	고령층 비율 변화	0.78	(0.74)		1.02	(0.60)		0.0003	2.90
D(PYOUNGt)	저연령층 비율 변화	1.40	(0.33)	***	1.26	(0.17)	***	-0.0006	17.66***
D(PEDU1t)	저학력층 비율 변화	0.85	(0.37)	*	0.69	(0.26)	*	-0.0019	7.29***
D(LIPIt)	산업생산지수 변화율	0.07	(0.02)	**	0.08	(0.02)	***	0.0034	22.50**
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	-0.14	(0.14)					0.0030
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	0.15	(0.07)		0.15	(0.06)	**	0.0100	8.60**
D(URt)	실업률 변화	0.00	(0.00)					0.0160
LIPI_CCt	경기순환변동	-0.11	(0.04)	**	-0.11	(0.04)	**	-0.0024	6.91**
LIPI_SCt	계절변동	-0.02	(0.04)					-0.0022
D(PLC2t)	비노동임금비용 변화	-0.28	(0.05)	***	-0.27	(0.06)	***	0.0020	5.07*
D(TUDt)	노조조직률 변화	-1.03	(0.69)					-0.0004
모델□2 (자유도)		120.17***(12)			116.53***(8)
조정된 R2		0.880			0.884
LM test : NR2(p값)		0.37 (0.54)			1.80 (0.18)
주 : [표23]과 동일

다. 김영삼 정권

김영삼 정권은 출범 직후 국제화, 세계화를 국정 기조로 설정했고, 노동시장 유연화를 제1의 노동시장 정책 과제로 추진했으며, 출범한지 1년 남짓 지난 1994년 5월부터 비정규직 비율이 증가하기 시작했다. 이 시기 특징을 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미하다. 모형의 설명력은 87.5%로 노태우 정권보다 조금 낮아졌고, 노조 조직률은 계수값이 -2.92**로 노사관계가 미치는 영향이 확대되었다. 따라서 김영삼 정권 때 행위주체 요인이 미치는 영향은 노태우 정권 때보다 강화되었음을 알 수 있다.

둘째, 노동공급에서 기혼여성, 저연령층, 저학력층은 유의미한 (+)이고, 고연령층은 유의미하지 않다. 김영삼 정권 때 기혼여성은 증가하고, 저연령층과 저학력층은 빠른 속도로 감소했다. 따라서 기혼여성은 비정규직 비율 증가요인, 저연령층과 저학력층은 감소요인으로 작용했고, 전체적으로 노동공급은 비정규직 비율 감소요인으로 작용했다. □인적구성 변화□ 가설은 기각된다.

셋째, 노동수요에서 서비스산업비중은 유의미한 (+)이고, 실업률과 비임금노동비용은 유의미한 (-)이며, 다른 변수는 유의미하지 않다. 김영삼 정권 때 서비스산업비중은 증가했고, 실업률과 비임금노동비용 비중은 감소했다. 따라서 노동수요측 요인은 비정규직 비율 증가요인으로 작용했다.

넷째, 서비스산업비중은 유의미한 (+)이고, 김영삼 정권 때 서비스산업비중은 증가했으므로, 산업구조 변화 가설은 지지된다. 그러나 대미달러환율, 경기순환변동, 계절변동 모두 유의미하지 않으므로, 경제환경 변화 가설과 정규직 보호 완충장치 가설은 기각된다.

다섯째, 노조 조직률은 유의미한 (-)이다. 따라서 김영삼 정권 때 노조 조직률 하락은 비정규직 비율 증가요인으로 작용했고, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다.

이상을 종합하면 김영삼 정권 때는 행위주체 요인이 비정규직 증가에 미치는 영향이 노태우 정권 때보다 확대되었다. 노동공급은 비정규직 비율 감소요인으로 작용했고, 노동수요와 노조 조직률 하락은 증가요인으로 작용했다. 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 기각되고, 산업구조 변화, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다.

[표29] 회귀분석 결과 (김영삼 정권, 1993:3-1997:6, N=52)

		(모형1) OLS			(모형2) OLS			평균값	□2
D(PIRREGt)	비정규직 비율 변화							0.0028
C	상수	-0.00	(0.00)		-0.00	(0.00)
D(PMARFEMt)	기혼여성 비율 변화	0.67	(0.37)		0.67	(0.33)	*	0.0006	5.45*
D(POLDt)	고령층 비율 변화	-0.03	(0.48)					0.0006
D(PYOUNGt)	저연령층 비율 변화	0.89	(0.29)	**	0.83	(0.24)	**	-0.0005	14.18***
D(PEDU1t)	저학력층 비율 변화	1.18	(0.21)	***	1.16	(0.14)	***	-0.0003	37.14***
D(LIPIt)	산업생산지수 변화율	0.00	(0.02)					0.0086
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	0.01	(0.05)					0.0021
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	0.11	(0.04)	**	0.10	(0.03)	**	0.0132	12.21***
D(URt)	실업률 변화	-0.02	(0.00)	***	-0.01	(0.00)	***	-0.0212	25.02***
LIPI_CCt	경기순환변동	0.04	(0.02)		0.04	(0.02)		0.0080	1.98
LIPI_SCt	계절변동	-0.02	(0.02)					0.0016
D(PLC2t)	비노동임금비용 변화	-0.10	(0.04)	*	-0.10	(0.03)	***	-0.0000	2.02
D(TUDt)	노조조직률 변화	-2.92	(1.27)	*	-2.92	(0.87)	**	-0.0006	11.07***
모델□2 (자유도)		117.79***(12)			117.06***(8)
조정된 R2		0.864			0.875
LM test : NR2(p값)		1.87(0.17)			1.81(0.18)
주 : [표23]과 동일

라. 김대중 정권

외환위기 직후 출범한 김대중 정권은 김영삼 정권에 이어 노동시장 유연화를 노동정책 제1의 과제로 추진했다. 초기는 대량실업과 구조조정, 후기는 비정규직 문제가 대두한 시기이기도 한다. 그러나 외환위기 전후를 통제하면 김영삼 정권 때보다 비정규직 비율 증가세가 둔화되고 있다. 이것은 비정규직 비율이 증가할 만큼 증가한데서 비롯된 것으로 해석할 수도 있지만, 지금까지 일반적으로 인식되던 것과 상당한 차이가 있다. 이 시기 특징을 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미하다. 모형의 설명력은 84.7%로 노태우·김영삼 정권 때보다 소폭 낮아졌고, 노조 조직률은 계수값이 -5.44***로 노조효과가 크게 높아졌으며, 이전에는 존재하지 않던 자기상관이 증가 요인으로 자리잡고 있다. 즉 김대중 정권 때는 노동시장 요인 이외에 행위주체 요인이 미치는 영향이 강화되었다.

둘째, 노동공급에서 고연령층은 유의미한 (-)이고, 저연령층과 저학력층은 유의미한 (+)이며, 기혼여성은 유의미하지 않다. 김대중 정권 때 고연령층과 저학력층은 증가하고, 저연령층은 감소했다. 따라서 고연령층 증가와 저연령층 감소는 비정규직 비율 감소요인으로 작용했고, 저학력층 증가는 증가요인으로 작용했으며, 노동공급 전체로는 감소요인으로 작용했다. 인적구성 변화 가설은 기각된다.

셋째, 노동수요에서 산업생산은 유의미한 (+)이고, 실업률, 경기순환변동, 계절변동은 유의미한 (-)이며, 다른 변수는 모두 유의미하지 않다. 김대중 정권 때 실업률은 하락하고, 산업생산은 증가했으며, 경기순환변동과 계절변동은 평균값이 (+)이다. 따라서 산업생산지수와 실업률은 비정규직 비율 증가요인으로 작용했고, 경기순환변동과 계절변동은 감소요인으로 작용했다. 그러나 노동수요 전체로는 비정규직 비율 증가요인으로 작용했다.

넷째, 노동수요 변동성(경기순환변동, 계절변동)은 유의미한 (-)이다. 이것은 □노동수요 변동성이 클수록 비정규직 비율이 증가한다□고 가정하는 경제환경 변화 가설, 정규직 보호 완충장치 가설과 상반된 결과이다. 이밖에 대미달러환율과 서비스산업비중 모두 유의미하지 않으므로, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화 가설 모두 기각된다.

다섯째, 노조 조직률은 계수값이 -5.44***로 노조효과가 크게 높아졌다. 노조 조직률이 증가하면 비정규직 비율이 감소한다. 따라서 김대중 정권 때 노조 조직률 증가는 비정규직 비율 감소요인으로 작용했다. 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다.

여섯째, 다른 시기에는 존재하지 않던 자기상관이 증가 요인으로 자리잡고 있다. 이것은 김영삼 정권 때부터 추진해 온 정부의 노동시장 유연화 정책과, 외환위기를 거치면서 확산된 기업의 시장형 인사관리전략이, 기업의 고용관행으로 자리잡았음을 의미한다. 인사관리전략 변화 가설은 지지된다.

이상을 종합하면 김대중 정권 때는 노동시장 요인 이외에 행위주체 요인이 미치는 영향이 강화되었다. 노동공급과 노조 조직률 증가는 비정규직 비율 감소요인으로 작용했고, 노동수요와 자기상관(고용관행)은 증가요인으로 작용했다. 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화 가설은 기각되고 인사관리전략 변화, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다.

[표30] 회귀분석 결과 (김대중 정권, 1998:9-2001:12, N=40)

		(모형1) GLS			(모형2) GLS			평균값	□2
D(PIRREGt)	비정규직 비율 변화							0.0023
C	상수	0.00	(0.00)		0.00	(0.00)
D(PMARFEMt)	기혼여성 비율 변화	0.08	(0.22)					0.0007
D(POLDt)	고령층 비율 변화	-1.92	(0.72)	*	-1.60	(0.68)	*	0.0002	6.05*
D(PYOUNGt)	저연령층 비율 변화	0.51	(0.29)		0.50	(0.25)		-0.0001	4.49*
D(PEDU1t)	저학력층 비율 변화	1.33	(0.51)	*	1.19	(0.50)	*	0.0001	6.86**
D(LIPIt)	산업생산지수 변화율	0.03	(0.01)	*	0.03	(0.01)	*	0.0127	2.79
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	0.02	(0.04)					-0.0001
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	0.02	(0.03)					0.0015
D(URt)	실업률 변화	-0.01	(0.00)	***	-0.01	(0.00)	***	-0.0975	15.13***
LIPI_CCt	경기순환변동	-0.06	(0.03)	*	-0.06	(0.02)	*	0.0065	5.88*
LIPI_SCt	계절변동	-0.06	(0.03)		-0.06	(0.03)	*	0.0024	7.33**
D(PLC2t)	비노동임금비용 변화	0.02	(0.06)					-0.0022
D(TUDt)	노조조직률 변화	-5.11	(0.75)	***	-5.44	(0.74)	***	0.0001	37.19***
AR(1)		0.40	(0.20)		0.38	(0.19)			6.09*
모델□2 (자유도)		87.43***(12)			85.56***(8)
조정된 R2		0.831			0.847
LM test : NR2(p값)		1.24(0.27)			0.89(0.35)
주 : [표23]과 동일

제6절 소결

지금까지 분석 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 1983년부터 2001년까지 비정규직 비율 증가 원인을 회귀분석하면, 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미한 요인으로 작용했다. 노동공급은 비정규직 비율 감소요인, 노동수요와 노조 조직률 하락은 증가요인으로 작용했다. 따라서 인적구성 변화 가설은 기각되고 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다. 노동수요에서 대미달러환율, 서비스산업비중, 경기순환변동, 계절변동 모두 유의미하지 않으므로, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화 가설은 기각된다.

둘째, 1989년부터 2001년까지 비정규직 비율 증가 원인을 회귀분석하면, 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미한 요인으로 작용했다. 노동공급은 비정규직 비율 감소요인, 노동수요와 노조 조직률 하락은 증가요인으로 작용했고, 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 기각되고, 산업구조 변화, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다. 노동공급이 비정규직 감소요인으로 작용한 것은, 학력 수준 향상에 따른 감소요인이 기혼여성 증가에 따른 증가요인을 상회했기 때문이다.

셋째, 1983∼2001년을 회귀분석하면 모형의 설명력이 53%이고 노조 조직률의 계수값이 -8.03***이지만, 전두환 정권을 제외하고 1989∼2001년을 회귀분석하면 모형의 설명력은 81%이고 노조 조직률의 계수값은 -1.66*이다. 이것은 전두환 정권 때는 시장외적 요인 즉 행위주체 요인이 미치는 영향이 컸지만, 노태우 정권 이후로는 노동시장 요인이 미치는 영향이 확대되었음을 의미한다.

넷째, 1987∼88년 격변기와 1997년말 외환위기 전후를 통제하고 전두환·노태우·김영삼·김대중 등 역대 정권별로 살펴보면, 전두환 정권 때 비정규직 비율이 가장 빠른 속도로 증가했고, 김대중 정권보다 김영삼 정권 때 빠른 속도로 증가했으며, 노태우 정권 때는 감소했다. 전두환 정권 때는 노동공급, 노태우 정권 때는 노사관계가 유의미하지 않지만, 이밖에는 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미하다. 노동공급은 비정규직 감소요인으로 작용했고, 노동수요는 증가요인으로 작용했다. ([표31] 참조)

다섯째, 역대 정권별로 살펴 보더라도 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 일관되게 기각된다. 이에 비해 노사간 힘관계 변화 가설은 노태우 정권을 제외하면 모두 지지된다. 전두환·김영삼 정권 때는 노조 조직률이 하락하면서 비정규직 증가요인으로 작용했고, 김대중 정권 때는 노조 조직률이 증가하면서 감소요인으로 작용했다. 산업구조 변화 가설은 전두환·김대중 정권 때는 기각되고 노태우·김영삼 정권 때는 지지된다.

여섯째, 다른 시기에는 존재하지 않던 자기상관이 김대중 정권 때 유의미한 증가 요인으로 자리잡고 있음에 주목할 필요가 있다. 이것은 김영삼 정권 때부터 추진해 온 노동시장 유연화 정책과, 외환위기를 거치면서 확산된 기업의 시장형 인사관리전략이, 기업의 고용관행으로 자리잡았음을 의미한다. 따라서 인사관리전략 변화 가설은 지지된다.

) 이효수(2002)는 통계청의 경제활동인구조사에서 1996년 3사분기부터 2000년 3사분기 사이 비정규직(임시일용직) 비중 증가분 8.69%를 요인분해 한 결과, □IMF 구제금융 이후 비정규직 증가는 고용관리관행의 변화 즉 수량적 유연화 효과에 주로 기인한다. 비정규직 비중 증가분 8.69% 가운데 노동수요구조 변화효과는 0.56%, 노동공급구조 변화효과는 -0.10%, 고용관리관행 변화효과는 8.22%로서, 비정규직 증가분의 94.6%가 고용관리 관행의 변화에 의한 것이다□라고 결론짓고 있다.

[표31] 시계열 분석 결과 요약

		83년- N=194	89년- N=142	전두환 N=52	노태우 N=50	김영삼 N=52	김대중 N=40
비정규직비율 증가		0.0033	0.0010	0.0096	-0.0019	0.0028	0.0023
변수	노동공급	-	-		- > +	- > +	- > +
	노동수요	+	+ > -	+	+ > -	+	+ > -
	노사관계	+	+	+		+	-
	고용관행						+
가설	인적구성변화	×	×	×	×	×	×
	경제환경변화	×	×	×	×	×	×
	정규직보호완충장치	×	×	×	×	×	×
	산업구조변화	×	○	×	○	○	×
	인사관리전략변화						○
	노사간힘관계변화	○	○	○	×	○	○
모형의 설명력		0.534	0.810	0.619	0.884	0.875	0.847
노조 조직률		-8.03***	-1.66*	-16.53***	-1.03	-2.92**	-5.44***

일곱째, 모형의 설명력은 전두환 정권 61.9%, 노태우 정권 88.4%, 김영삼 정권 87.5%, 김대중 정권 84.7%이고, 노조 조직률의 계수값은 전두환 정권 -16.53***, 노태우 정권 -1.03, 김영삼 정권 -2.92**, 김대중 정권 -5.44***이다. 이것은 전두환 정권 때는 시장외적 요인 즉 행위주체 요인이 미치는 영향이 매우 컸지만, 노태우 정권 이후로는 노동시장 요인이 미치는 영향이 확대되었음을 의미한다. 그러나 김영삼·김대중 정권을 거치면서 점차 모형의 설명력이 줄어들고, 노조 조직률의 계수값과 통계적 유의도가 높아지고 있다. 이것은 김영삼 정권 때부터 노동시장 유연화 정책이 추진되고, 외환위기를 거치면서 시장형 인사관리전략이 확산되었으며, 이에 따라 노동조합의 저항이 강화되고 있음을 반영한 것으로 해석된다. 김영삼, 김대중 정권을 거치면서 행위주체 요인이 미치는 영향이 점차 확대되고 있는 것이다.

여덟째, 이 글에서는 자료의 제약으로 2001년 12월까지를 분석대상으로 삼았다. 장기추세선을 기준으로 살펴보면 비정규직 비율은 2001년 1월(51.7%)을 정점으로 완만한 감소세로 돌아서고 있다. 그러나 감소폭이 매우 미약해 2003년 1월(51.1%)에도 여전히 51%대에 머무르고 있다. 앞으로 공무원 노조 합법화 등으로 노조 조직률이 증가할 전망인 바, 다른 조건에 변화가 없다면 지금보다 비정규직 비율은 소폭 감소할 것이다. 그러나 1989년말에도 노조 조직률이 17%대에 불과했음을 감안하면, 현행 노사관계 제도를 개선하지 않는 한 노조 조직률이 큰 폭으로 개선되기는 어려울 것이다. 더욱이 김대중 정권 때 비정규직 사용이 기업의 고용관행으로 자리잡았음을 감안하면, 법제도 개선 등을 통해 기업의 고용관행을 개선하지 않는 한 앞으로 비정규직 비율은 50% 안팎에서 구조화 될 것으로 전망된다. 비정규직 남용을 근절하기 위해서는 노조 조직률을 제고하기 위한 노력과 함께, 기업의 고용관행과 현행 노사관계 제도를 개혁하기 위한 법제도 개선이 요구된다 하겠다.

제7장 결론

제1절 요약과 함의

이 논문은 현 시점에서 비정규직 결정요인과 1980년대 이래 비정규직 증가 원인을 규명하고, 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화, 인사관리전략 변화, 노사간 힘관계 변화 등 6개 가설을 검증하며, 이러한 분석결과로부터 시사점을 도출하는 것을 목적으로 작성했다. 연구방법으로는 비정규직 결정과 증감에 영향을 미치는 변수들을 노동시장(노동공급, 노동수요)과 행위주체(기업전략, 노사관계) 요인으로 구분했고, 횡단면 분석(가구조사, 사업체조사)을 통해 개인의 비정규직 취업과 기업의 비정규직 사용 결정요인을 분석하고, 시계열 분석(거시지표)을 통해 1980년대 이래 비정규직 증가 원인을 분석했다.

1. 실증분석 결과

현 시점에서 비정규직 결정요인과 1980년대 이래 비정규직 증가 원인을 분석한 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 노동시장(노동공급, 노동수요)과 행위주체(기업전략, 노사관계) 모두 유의미한 영향을 미치고 있다. 가구조사 자료를 횡단면 분석하면 노동공급, 노동수요, 노사관계(노조유무) 모두 유의미하다. 사업체조사 자료를 횡단면 분석하면 기업속성, 노동수요(인력부족률), 기업전략(인사관리전략)이 유의미하고, 노사관계(노조유무)는 유의미하지 않다. 거시지표를 시계열 분석하면 노동공급, 노동수요, 노사관계(노조조직률) 모두 유의미하다. 횡단면 분석(사업체조사)에서 노사관계(노조유무)가 유의미하지 않은 것은 자료의 제약에서 비롯된 것인 바, 노동시장과 행위주체 요인 모두 유의미한 영향을 미치고 있다고 결론지을 수 있다.

[표32] 실증 분석 결과 요약

	결정요인		증감요인
	횡단면분석 (가구조사)	횡단면분석 (사업체조사)	시계열분석 (거시지표)
노동공급	*		*
노동수요	*	*	*
기업전략		*
노사관계	* -		* -

둘째, 1980년대 이래 비정규직 비율은 단선적으로 증가한 것이 아니라, 전두환 정권 때는 증가하고, 노태우 정권 때는 감소했으며, 김영삼 정권 때부터 다시 증가하기 시작했다. 흔히 김대중 정권 때 비정규직 비율이 급증한 것으로 인식하지만, 1987∼88년 격변기와 외환위기 전후를 통제하면 전두환(0.0096) > 김영삼(0.0028) > 김대중(0.0023) > 노태우(-0.0019)로, 전두환 정권 때 가장 빠른 속도로 증가했고, 김대중 정권보다 김영삼 정권 때 더 빠른 속도로 증가했다.

셋째, 모형의 설명력은 전두환 정권 61.9%, 노태우 정권 88.4%, 김영삼 정권 87.5%, 김대중 정권 84.7%이고, 노조 조직률의 계수값은 전두환 정권 -16.53***, 노태우 정권 -1.03, 김영삼 정권 -2.92**, 김대중 정권 -5.44***이다. 이것은 ⑴ 전두환 정권 때는 시장외적 요인 즉 행위주체 요인이 미치는 영향이 매우 컸지만, 노태우 정권 이후로는 노동시장 요인이 미치는 영향이 확대되었고, ⑵ 김영삼 정권 때부터 노동시장 유연화 정책이 추진되고, 외환위기 이후 기업의 시장형 인사관리전략이 확산되었으며, 이에 대한 노동조합의 저항이 강화됨에 따라, 점차 행위주체 요인이 미치는 영향이 커지고 있음을 의미한다.

넷째, 1980년대 이래 노동공급은 감소요인, 노동수요는 증가요인으로 작용해 왔다. 전두환·노태우·김영삼·김대중 정권으로 시기를 구분하더라도 마찬가지이다. 여기서 노동공급이 비정규직 비율 감소요인으로 작용한 것은, 노동자들의 학력 수준 향상에 따른 비정규직 비율 감소요인이 기혼여성의 경제활동참가 확대에 따른 증가요인을 상회한데 기인하는 것으로 해석된다. 이에 비해 노사관계는, 노조 조직률이 하락한 전두환·김영삼 정권 때는 비정규직 비율 증가요인으로 작용했고, 노조 조직률이 증가한 김대중 정권 때는 비정규직 비율 감소요인으로 작용했다. 따라서 지난 20년간 비정규직 비율이 증감을 거듭한 것은 노사관계 등 행위주체 요인에 기인하는 바가 크며, 김대중 정권 때 증가세가 둔화된 것도 노조 조직률 증가에 기인하는 바가 크다고 결론지을 수 있다.

다섯째, 다른 시기에는 존재하지 않던 자기상관이 김대중 정권 때 비정규직 비율 증가요인으로 자리잡고 있음을 주목할 필요가 있다. 이것은 김영삼 정권 때부터 추진해 온 노동시장 유연화 정책과 외환위기 이후 확산된 기업의 시장형 인사관리전략으로, 비정규직 사용이 기업의 고용관행으로 자리잡았음을 의미한다.

2. 가설 검증 결과

횡단면 분석(사업체조사)에서는 검증 가능한 3개 가설 가운데 인사관리전략 변화 가설만 지지되고, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 기각된다. 시계열 분석에서는 검증 가능한 5개 가설 가운데 노사간 힘관계 변화 가설만 지지되고, 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화 가설은 기각된다. 역대 정권 별로도 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 일관되게 기각되고, 산업구조 변화 가설은 노태우·김영삼 정권 때만 지지된다. 이에 비해 노사간 힘관계 변화 가설은 전두환·김영삼·김대중 정권 때 지지되고, 인사관리전략 변화 가설은 김대중 정권 때 지지된다.

[표33] 가설 검증 결과 요약

	횡단면분석	시계열분석
	(사업체조사)	83년 이후	88년 이후	전두환	노태우	김영삼	김대중
인적구성변화		×	×	×	×	×	×
경제환경변화	×	×	×	×	×	×	×
정규직보호완충장치	×	×	×	×	×	×	×
산업구조변화		×	○	×	○	○	×
인사관리전략변화	○						○
노사간힘관계변화		○	○	○	×	○	○

첫째, 인적구성 변화 가설은 □기혼여성, 청소년층, 고연령층의 노동시장 진입이 증가하면서 비정규직이 증가했다□고 가정한다. 지난 20년 동안 기혼여성과 고연령층 비중은 증가했다. 그러나 기혼여성은 노태우·김영삼 정권 때만 유의미한 증가요인이고, 다른 시기는 유의미하지 않다. 고연령층은 김대중 정권 때만 유의미한 감소요인이고, 다른 시기는 유의미하지 않다. 이에 비해 청소년층과 저학력층은 계속 감소했고, 전두환 정권을 제외하면 모두 유의미한 감소요인으로 작용했다. 이에 따라 노동력의 인적구성 변화는 비정규직 증가요인이 아닌 감소요인으로 작용했고, 인적구성 변화 가설은 기각된다.

둘째, 경제환경 변화 가설은 □국내외 시장에서 경쟁이 격화되고 수요의 불확실성이 증가하면서 비정규직 증가가 불가피한 현상으로 자리잡았다□고 가정한다. 그러나 횡단면 분석(사업체조사)과 시계열 분석 모두 경제환경 변화 가설을 기각한다. 횡단면 분석에서는 시장환경 변화(경쟁격화, 수요증가), 고용변동성(경기순환변동, 계절변동) 모두 유의미하지 않다. 시계열 분석에서는 경쟁격화의 지표로 사용한 대미달러환율은 유의미하지 않다. 노동수요 변동성(경기순환변동, 계절변동)은 노태우·김대중 정권 때만 유의미한 (-)로 변동성이 클수록 비정규직 비율이 감소하고, 다른 시기는 모두 유의미하지 않다. 따라서 경제환경 변화 가설은 기각된다.

셋째, 정규직 보호 완충장치 가설은 □수요의 변동성이 클수록 정규직 보호를 위해 비정규직이 증가한다□고 가정한다. 횡단면 분석(사업체조사)과 시계열 분석 모두 동 가설을 기각한다. 횡단면 분석에서 고용 변동성은 유의미하지 않고, 시계열 분석에서 노동수요 변동성은 노태우·김대중 정권 때 유의미하지만 계수값의 부호가 (-)로 변동성이 클수록 비정규직이 감소한다. 이밖에 다른 시기는 모두 유의미하지 않다. 따라서 정규직 보호 완충장치 가설은 기각된다.

넷째, 산업구조 변화 가설은 □기술구조와 제품수요의 변화로 제조업 고용이 감소하고 서비스업 고용이 증가하면서 비정규직이 증가했다□고 가정한다. 동 가설은 시계열 분석에서 검증이 가능한데, 노태우·김영삼 정권 때는 지지되고, 전두환·김대중 정권 때는 기각된다.

다섯째, 인사관리전략 변화 가설은 □국내외 시장에서 경쟁이 격화되고 수요의 불확실성이 증가하면서, 핵심 노동자층은 유지하되 전통적인 내부노동시장 외곽에 더 많은 노동자를 배치함으로써, 수량적 유연성을 제고하고 노동비용을 절감하는 방향으로 기업의 인사관리 전략이 변화□한 데서 비정규직이 증가한 원인을 찾는다. 횡단면 분석(사업체조사) 결과 시장형 인사관리전략을 취하는 기업일수록 비정규직 비율이 높다. 외환위기 이후 시장형 인사관리전략이 확산되었음을 감안할 때, 인사관리전략 변화 가설은 지지된다. 시계열 분석에서는 다른 시기에는 존재하지 않던 자기상관(고용관행)이 김대중 정권 때 유의미한 증가요인으로 자리잡고 있다. 따라서 인사관리전략 변화 가설은 지지된다.

여섯째, 노사간 힘관계 변화 가설은 노동조합의 저항력에 주목하여 □비정규직 증가는 전체 노동시장에서 노동의 힘이 약화된데 기인한다□고 주장한다. 동 가설은 시계열 분석에서 검증이 가능한데, 노태우 정권 때를 제외하면 역대 정권 별로도 일관되게 지지된다. 노조 조직률 계수값은 유의미한 (-)로, 노조 조직률이 하락하면 비정규직 비율이 증가하고 노조 조직률이 증가하면 감소한다.

3. 정책적 시사점

분석결과로부터 정책적 시사점을 끌어내면 다음과 같다. 첫째, 장기추세선을 기준으로 할 때 비정규직 비율은 2001년 1월(51.7%)을 정점으로 완만한 감소세로 돌아섰다. 그러나 감소폭이 매우 미미해 2003년 1월(51.1%)에도 여전히 51%대에 머무르고 있다. 앞으로 공무원 노조 합법화 등으로 노조 조직률은 증가할 것인 바, 다른 조건에 변화가 없는 한 지금보다 비정규직 비율은 소폭 감소할 전망이다. 그러나 현행 노사관계 제도를 개혁하지 않는 한, 노조 조직률은 크게 개선되지 않을 것이다. 노조 조직률이 가장 높았던 1989년 말에도 노조 조직률은 17%대에 불과했고, 87년 항쟁과 같은 거대한 사건이 다시 재연되기는 쉽지 않을 것이기 때문이다. 더욱이 외환위기를 거치면서 비정규직 사용이 기업의 고용관행으로 자리잡았음을 감안할 때, 법제도 개선 등을 통해 기업의 고용관행을 개선하지 않는 한, 비정규직 비율은 50% 안팎에서 구조화 될 것으로 전망된다.

둘째, 외환위기 이후 비정규직이 전체 노동자의 절반을 넘어서고, 비정규직 사용이 기업의 고용관행으로 자리잡으면서, 2002년 12월 대통령 선거 때는 □비정규직 남용 규제와 차별 금지□가 노동부문 최대 공약으로 제기되었고, 이에 대한 사회적 공감대가 널리 형성되기에 이르렀다. 그럼에도 아직까지 비정규직 문제 해결이 더딘 데는 □비정규직 증가는 경제환경 변화에 따른 불가피한 현상이다. 시장에서 발생한 문제이니 시장에 맡겨야 한다. 정부가 개입하면 예기치 않은 부작용을 초래할 수 있다□는 등의 경제 결정론과 시장 만능론이 영향력을 발휘하고 있고, 심지어 □노조 책임론□ 내지 □정규직 과보호론□ 마저 제기되고 있기 때문이다. 그러나 실증분석 결과 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 기각되고, 인사관리전략 변화, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다. 이것은 비정규직 증가가 정부의 노동시장 유연화 정책, 기업의 시장형 인사관리전략, 노조 조직률 하락 등 행위주체 요인에 주로 기인하는 것이며, 비정규직 문제 해결 역시 행위주체의 적극적인 노력을 통해서만 가능하다는 시사점을 제공한다.

셋째, 미국과 일본 모두 비정규직 비율이 30%에 못 미침에도 우리나라에서 비정규직 비율이 50%가 넘는 것은, 낮은 노조 조직률 이외에 정부의 노동정책에서 비롯된 측면이 크다. 폭압적 노동탄압과 병영적 노동통제로 특징지워지는 전두환 정권 하에서 비정규직 비율은 1983년 2월(25.3%)부터 1986년 10월(48.7%) 사이 2배 가량 증가하여 이미 50%선에 육박하고 있었다. 그러나 1987년 7∼9월 노동자 대투쟁 이래 노동조합운동이 활성화되고 노동시장이 제대로 작동되면서 노태우 정권 때는 비정규직 비율이 감소했다. 그러나 김영삼 정권 때부터 노동시장 유연화 정책이 추진되고, 외환위기 이후 시장형 인사관리전략이 확산되면서 비정규직 비율은 큰 폭으로 증가했다. 정부 정책이 미친 효과는 횡단면 분석(가구조사, 사업체조사)에서도 확인 가능하다. 다른 변수를 통제하지 않을 때는 민간서비스업이 공공서비스업보다 비정규직 비율이 크게 높지만, 직종 등 다른 변수를 통제하면 공공서비스업이 민간서비스업보다 비정규직 확률이 높다. 이것은 외환위기 이후 정부가 공공부문 정원동결, 아웃소싱 등을 강제하면서 공공부문 비정규직이 증가했음을 의미함과 동시에, 그만큼 민간부문에서 비정규직 사용을 정당화시켰음을 의미한다. 정부는 노동시장 유연화 정책을 재검토함과 동시에, 공공부문부터 비정규직 고용관행을 개선해야 할 것이다. 또한 외환위기를 거치면서 비정규직 사용이 기업의 고용관행으로 자리잡았음을 감안할 때 비정규직 남용과 차별을 금지하는 방향에서 노동법제를 정비하고, 노사관계 개혁에 관한 청사진을 제시해야 할 것이다.

넷째, 지난 20년간 비정규직 비율이 증가한데는 노조 조직률 하락이 크게 기여했다. 횡단면 분석(가구조사)에서는 □영세기업에서 비정규직 비중이 높은 것은 영세기업에 노동조합이 조직되어 있지 않은데 기인하며, 노조유무를 통제하면 기업체 소속 노동자들 사이에 규모별로 유의미한 차이가 없고, 기업규모에 관계없이 사용자들은 비정규직 사용에 동일한 유인을 갖고 있음□을 확인했다. 이것은 현행 기업별 노동조합 체제를 극복하고 산업, 지역, 고용형태 등 다양한 형태의 초기업 노동조합을 조직할 때만이 영세업체에서도 비정규직의 과도한 남용을 제어할 수 있음을 시사한다. 따라서 노동조합은 노조 조직률을 제고하기 위한 노력을 기울임과 동시에, 현행 기업별 노조 체제를 극복하고 노사관계 제도를 개혁하며, 비정규직 남용과 차별을 금지하는 방향에서 노동법제를 정비하기 위한 노력을 기울여야 할 것이다.

제2절 성과와 한계

1. 성과

이 논문이 연구목적과 연구방법론에서 거둔 성과를 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 실증분석을 통해 연구목적인 현 시점에서 비정규직 결정요인과 1980년대 이래 비정규직 증가 원인을 규명했다. 실증분석 결과, □노동시장(노동공급, 노동수요)과 행위주체(기업전략, 노사관계) 모두 유의미한 영향을 미치고 있다. 전두환 정권 때는 행위주체 요인이 미치는 영향이 매우 컸지만, 노태우 정권 이후 노동시장 요인이 미치는 영향이 확대되었다. 그러나 김영삼 정권부터 노동시장 유연화 정책이 추진되고, 외환위기 이후 시장형 인사관리전략이 확산되었으며, 이에 대한 노동조합의 저항이 강화되면서, 점차 행위주체 요인이 미치는 영향이 커지고 있다. 1980년대 이래 노동공급은 비정규직 비율 감소요인으로 작용했고, 노동수요와 노조 조직률 하락은 증가요인으로 작용했다.□

둘째, 실증분석을 통해 비정규직 증가 원인과 관련된 6개 가설을 검증했다. 검증 결과, □인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 기각되고, 인사관리전략 변화, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지되며, 산업구조 변화 가설은 노태우·김영삼 정권에서는 지지되고, 전두환·김대중 정권에서는 기각된다.□ 결론적으로 비정규직 증가 원인을 노동시장에서 찾는 가설은 대부분 기각되고, 행위주체에서 찾는 가설은 지지된다.

셋째, 연구방법론에서 이 논문은 □노동시장과 노사관계 등 행위주체는 서로 밀접한 영향을 미치고 있다□는 점에 착안하여, 노동시장과 행위주체 요인을 변수로 설계하고 분석했다. 분석결과 □노동시장과 행위주체 모두 유의미하며, 때로는 행위주체 요인이 노동시장보다 더 큰 설명력을 갖는다□는 사실을 확인할 수 있었다. 이것은 지금까지 노동시장 분석이 간과해 온 것으로, 노동시장과 관련된 다른 주제(실업, 임금 등)를 다룰 때도 동일하게 적용 가능한 바, 양적 분석에서 자칫 빠지기 쉬운 경제적 결정론 내지 시장 만능론에서 벗어날 수 있는 단초를 마련했다.

넷째, 지금까지 선행 연구는 횡단면 분석(사업체조사)이 대부분이다. 횡단면 분석(사업체조사)은 노동수요에 초점을 맞추어 현재 주어진 환경에서 미세한 결정요인은 설명할 수 있지만, 현재의 구조가 형성되기까지 거시 환경의 변화를 설명할 수 없다. 더욱이 사업체조사는 표본이 대표성을 갖기 힘들고 표본과 변수 설계 등에 따라 매우 상반된 결론을 제시하고 있다. 이 논문은 횡단면 분석(가구조사, 사업체조사)과 시계열 분석(거시지표)을 병행함으로써, 연구 목적인 현 시점에서 비정규직 결정요인과 1980년대 이래 비정규직 증가 원인을 규명하고 6개 가설을 검증할 수 있었으며, 부수적으로 사업체조사의 한계를 확인할 수 있었다. 앞으로 노동시장을 분석할 때는 사업체조사 이외에 가구조사를 사용한 횡단면 분석과 거시지표를 사용한 시계열 분석을 병행할 필요가 있다는 시사점을 얻을 수 있었다.

2. 한계

이 논문의 한계이자 추후 과제를 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 이 논문은 현 시점에서 비정규직 결정요인과 1980년대 이래 비정규직이 증가한 원인을 규명하고, 6개 가설을 검증하는데 초점을 맞추었다. 비정규직 문제 해결을 위해서는 비정규직 증가가 사회경제적으로 미치는 영향 등에 관한 연구도 필요하지만, 이 논문에서는 다루지 않고 추후 과제로 남겼다.

둘째, 이 논문은 양적 분석 방법론을 사용했다. 양적 분석은 복잡한 현실을 추상화하여 일반화시킨다는 점에서는 장점을 갖지만, 이러한 장점은 다양성과 개별성, 구체성을 사상(捨象)시킨다는 점에서 단점이 될 수도 있다. 따라서 이 논문에서 결론은 앞으로 질적 분석과 산업별, 고용형태별 양적 분석 등을 통해 보완되고 구체화되어야 할 것이다.

셋째, 지금까지 선행 연구는 비정규직 증가 원인보다 기업의 유연성을 중심으로 이루어져 왔다. 횡단면 분석(사업체조사)에서 □팀제를 도입한 기업일수록 비정규직 사용비율이 높다□는 결과가 나왔지만, 과연 한국에서 팀제가 기능적 유연성을 제고하기 위한 수단으로 도입되었느냐에 대해서는 의문이 있고, 기능적 유연성의 핵심 요소 가운데 하나인 직무순환 등을 변수로 사용하지 않았기 때문에, 기능적 유연성과 수량적 유연성 사이에 상관관계에 대해서는 판단을 유보했다. 이에 대해서는 유연성에 초점을 맞춘 연구가 별도로 필요할 것으로 판단된다.

넷째, 1980년대 이래 비정규직 증가원인을 규명함에 있어, 연구 초기 단계에는 회귀분석(OLS)과 오차수정모형(Vector Error Correction Model)을 병행했다. 오차수정모형을 사용하여 장기효과를 추정한 결과 흥미로운 결과가 도출되었지만, 분석대상 기간에 따라 공적분 벡터 및 오차수정모형 추정 결과와 영향반응 곡선이 서로 일치하지 않는 문제가 부분적으로 발생했다. 이것은 변수가 많아질 때 발생하는 오차수정모형의 한계에서 비롯된 것으로 판단된다. 따라서 이 논문에서는 오차수정모형을 사용한 장기효과 추정 결과는 제외하고 OLS 추정 결과만 제시했다. 이 점은 추후 재검토가 필요할 것으로 보인다.

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부표

[부표1] 비정규직 결정요인에 관한 선행 연구 (가구조사)

연구자	분석 자료	분석 방법	종속 변수	설명변수
				통계적 유의미	유의미하지 않음
Belman Golden (2000)	미국 CPS 부가조사 (1997)	프라빗 분석	한시 근로 (CW3)	연령(-); 여성(+); 기혼(-); 인종; 지역; 산업; 직종	학력; 인구밀도
Polivka et al. (2000)	미국 CPS 부가조사 (1997)	프라빗 분석	파견 근로	연령(-); 여성(+); 기혼(-); 학력; 인종; 인구밀도	재학중; 지역; 빈곤지역
			호출 근로	연령(-); 여성(+); 학력; 재학중(+); 인종; 지역	기혼; 지역; 인구밀도; 빈곤지역
			임시 근로	연령(-); 여성(+); 기혼(-); 학력; 재학중(+); 인종; 지역	인구밀도; 빈곤지역
			용역	여성(-); 지역; 인구밀도; 빈곤지역	연령; 기혼; 학력; 재학중; 인종
			독립 도급	여성(-); 기혼(+); 학력; 재학중(+); 지역	연령; 인종; 인구밀도; 빈곤지역
			자영	연령(-); 여성(+); 기혼(+); 학력; 인종; 지역; 인구밀도	재학중; 빈곤지역
			파트 타임	연령(-); 여성(+); 기혼(+);학력; 재학중(+); 인종; 지역; 빈곤지역	인구밀도
안주엽 (2001)	KLI 노동패널 (1, 2차)	프라빗 분석	자기 선언 비정 규직	여성(+); 교육년수(-); 배우자·기타가구원(+); 건강문제(+); 가구소득[금융,부동산(-),사회보험,이전,기타(+)]; 서울(+); 신규취업(-); 전직장 비정규/비임금근로(+); 취업연도(+)	연령; 혼인; 기타 대도시
주: 설명변수의 통계적 유의수준은 5%임.

[부표2] 비정규직 결정요인에 관한 선행 연구 (사업체조사)

연구자	분석 자료	분석 방법	종속 변수	설명변수
				통계적 유의미	유의미하지 않음
Montgo mery (1988)	위스콘신대빈곤조사연구소(1980), 2,509개 기업체조사	프라빗분석	파트타임 5%이상	기업복지비중(-),풀타임규모(-),조직률(-),고용증가율(+),전체규모(-)	파트타임임금,채용비용,계절성,직종,예상고용증가율
			파트타임 10%이상	파트타임임금(-),채용비용(-),풀타임규모(-),고용증가율(+),전체규모(-)	기업복지비율,노조조직률, 계절성, 직종, 예상고용증가율
		WLS	파트타임비율	파트타임임금(-),기업복지비중(+),채용비용(-),풀타임규모(-),직종	노조조직률,계절성, 기업고용증가율, 예상고용증가율
Harrison Kelley (1993)	미국금속공장1,015개조사(86가을-87봄)	로짓 분석	정밀기계하청유무	기업규모(+),기계생산공정규모(-),제품다양성(+),주문전문화(-),임금수준(+),노조및노사협의회(-),노사협의회(+)	산업매출증가율,10년이상기계비율,노조유무
Davis-Blake, Uzzi (1993)2)	EOPP(82), 2,752개 사업체조사	로짓 분석	임시근로활용여부	고용변동(+),정부감독(-),조직률(+),규모(-),산업,지역	부가급여,관료화수준,복수사업장,직종, 임금
			독립도급활용여부	고용변동(+),관료화수준(+),규모(+),복수사업장(+),산업	부가급여,정부감독,조직률,지역,직종, 임금
Abraham Taylor (1996)3)	BLS(86.6-87.9),2,700개 제조업체 임금조사중 용역성향 설문문항	순위 프라빗 분석	청소경비	임금(+),계절성(-),경기성(+),규모	노조유무, 대도시
			기계보수	계절성(-), 경기성(-),규모	임금, 노조유무, 대도시
			설계제도	임금(+), 경기성(-),규모	노조유무, 계절성, 대도시
			회계	임금(+),경기성(-),규모,대도시(+)	노조유무, 계절성
			컴퓨터	규모,대도시(+)	임금, 노조유무, 계절성, 경기성
주 : 1) 설명변수의 통계적 유의성은 유의수준 5%임. 2) 산업, 직종, 지역, 인적구성, 임금수준을 통제변수로 사용 3) 제조업내 12개 업종 통제변수로 사용

연구자	분석 자료	분석 방법	종속 변수	설명변수
				통계적 유의미	유의미하지 않음
Uzzi Barsness (1998)2)	영국WIRS (90), 2016 사업체조사	순위 로짓 분석	용역 사용정도	규모(+),조직률(+),조직률제곱(+),노사갈등(+),공식평가제도(+),직무재조직(+),여성비율(+),직종,산업,지역	관리자비율,조직연령,새로운직무기술,남녀실업률,임금수준,소수인종비율
			파트타임사용정도	규모(+),조직률제곱(+),노사갈등(-),관리자비율(-),조직연령(+),임금수준(-),여성비율(+),소수인종비율(+),직종,산업,지역	조직률,공식평가제도,새로운직무기술, 직무재조직, 남녀실업률
House man (2001)	Upjohn 고용조사연구소(1996), 비정규직5인이상사용550개사업체전화조사	프라빗 분석 (활용)	파견근로	종업원수(+), 조직률(-), 농촌(-), 계절성(+), 기업복지(+)	지역실업률, 경기성
			단기고용	종업원수(+),조직률(-),계절성(+)	농촌,지역실업률,경기성,기업복지
			파트타임	노조조직률(-), 기업복지(+), 풀타임교대제(-)	종업원수,농촌,지역실업률,계절성,경기성
			호출근로	종업원수(+), 기업복지(+)	조직률,농촌,지역실업률,계절성,경기성,교대제
			용역근로	종업원수(+), 계절성(-)	조직률, 농촌, 지역실업률,경기성, 기업복지
		토빗 분석 (비율)	파견근로	종업원수(+),지역실업률(-),계절성(+),경기성(+),기업복지(+)	조직률, 농촌
			단기고용	계절성(+)	종업원수, 조직률, 농촌, 지역실업률, 경기성, 기업복지
			파트타임	종업원수(-), 조직률(-), 경기성(-), 풀타임교대제(-)	농촌, 지역실업률, 계절성, 기업복지
			호출근로	기업복지(+)	종업원수,조직률,농촌,지역실업률,경기성,계절성
주: 1) 설명변수의 통계적 유의성은 유의수준 5%임. 2) 산업, 직종, 지역, 인적구성, 임금수준을 통제변수로 사용

연구자	분석 자료	분석 방법	종속 변수	설명변수
				통계적 유의미	유의미하지 않음
Gramm & Schnell (2001)	알라바마 112개사업체인사관리담당자조사 (1994-96)	로짓 분석	비정규직활용	노조조직률(-),저비용전략(+)	경기성, 계절성, 하이테크, 숙련기간, 스크린방법수, 상대임금
			임시직 활용	노조조직률(-),저비용전략(+)	경기성, 계절성, 하이테크, 숙련기간, 스크린방법수, 상대임금
			독립도급/프리랜서	노조조직률(-),스크린방법수(+)	경기성, 계절성, 하이테크, 숙련기간, 상대임금, 저비용전략
			하도급 활용	상대임금(+),저비용전략(+)	경기성, 계절성, 하이테크, 숙련기간, 스크린방법수, 노조조직률
이상우 (2001)	121개 제조업체 자체조사	회귀 분석	비정규직 비율	동종업계추세(+), 임금격차(+), 노사갈등(+), 최소교육기간(-)	기업특유기술, 직무표준화, 내부승진원칙, 전략, 환경변화속도, 환경예측가능성, 기업연한, 기업규모
김동배 김주일 (2002)	노동연구원(2002),사업체패널조사 (인사담당자:1395개사업장)	로짓 분석	비정규직 활용여부	제조업(-),규모(+),노조유무(+),단기이익압력(+),육성형인사(-), 모집원숫자(+),Off-JT(+),성과배분(+), 고용조정(+)	복수사업장, 모기업, 공개기업, 경쟁환경,저가전략, 엄격한선발, OJT, 호봉제, 연봉제, 임금수준, 팀제
		로짓 분석	비정규직 증가여부	정규직규모(+), 노조유무(+), 경쟁격화(+), 육성형인사(-), 성과배분(+), 고용조정(+)	제조업, 복수사업장, 모기업, 공개기업, 저가전략, 단기이익압력, 엄격한선발,모집원숫자,Off-JT, OJT, 호봉제, 연봉제, 임금수준, 팀제
주: 설명변수의 통계적 유의성은 유의수준 5%임.

[부표3] 비정규직 증가원인에 관한 선행 연구 (시계열분석)

연구자	분석 자료	분석 방법	종속 변수	설명변수
				통계적 유의미	유의미하지 않음
Golden & Appel baum (1992)	시계열자료 (1982-87)	GLS	임시 근로자수	산업생산지수변동성(+), 노조조직률(-), 비임금노동비용비중(+), 미국달러가치(+), 기능수준(+), 서비스산업노동시간유연성(-), 추세(+)	기업연금적용자비중, 기혼여성비율, 55세이상비율, 16-24세비율, 비자발적파트타임비율, 계절더미
			임시근로비율	산업생산지수변동성(+), 노조조직률(-), 비임금노동비용비중(+), 미국달러가치(+), 기능수준(+), 추세(+)	기업연금적용자비중, 서비스산업노동시간유연성, 기혼여성비율, 55세이상비율, 16-24세비율, 계절더미
Golden (1996)	시계열자료 (1982-92)	3SLS	임시근로비율	복지비비중(+),미국달러가치(+),산업생산지수변동성(+),기능수준(+); 노조조직률(-);기혼여성비율(+),55세이상비율(-),16-24세비율(-);실업률(-),비자발적파트타임비율(+)	서비스산업노동시간유연성, 계절더미
Laird & Williams(1996)	시계열자료 (1982-92)	OLS	임시근로자증가율	산업생산지수(+), 미국달러가치(+), 노조조직률(-), 기혼여성비율(+)	산업생산지수변동성,기업복지비비율, 기능수준; 55세이상비율, 16-24세비율, 비자발적파트타임비율
주: 설명변수의 통계적 유의성은 유의수준 5%임.

부도

[부도1] 시계열 자료 (차분전, 1983:2-2001:12)

[부도2] 시계열 자료 (차분후, 1983:2-2001:12, 87-88년과 외환위기 통제)

Abstract

The Forces that Propel the Growth of the Nonstandard Workforce in the Korean Labour Market : Cross-section and Time-series Analyses

Kim, Yoo-Sun

Department of Economics

Graduate School of

Korea University

Since early 1980s, the labour market in Korea has given rise to a rapid growth in nonstandard workforce. In February 1983, the number of workers found to be making up the nonstandard workforce was estimated to be below 2 million persons, at most 25% of the total workforce. In 2003, the number has shot over 7 million mark, with the ratio standing above the 50%. This study analyses the determinants of the growth in the nonstandard workforce over the last 20 years. It examines six major explanatory hypotheses for the cause/determinants of the growth in the nonstandard workforce.

This study takes up labour market variable (labour supply and demand) and actor variables (corporate strategy, industrial relations) to identify the factors that determine the individual workers' entry into nonstandard workforce and the use of nonstandard workforce by the enterprises through a crosss-section analysis (using the statistical findings from the household surveys and establishment surveys). It turns to time-series analysis (using macro-economic indicators) to reveal the causal forces that have driven the increase in the nonstandard workforce.

The findings of the analysis can be summarised as follows:

First, both the labour market variables and actor variables affect significant influence on the expansion of the nonstandard workforce. Up to the early 1980s, during the reign of the Chun Doo Hwan regime, the influence of actor variables such as industrial relations was greater. Since the latter years of 1980s, under the Roh Tae Woo regime, the labour market variables began to exercise greater influence. However, actor variables began to re-assert their influence since the times of the Kim Young Sam regime with the promotion of labour market flexibility policies, and the spread of the market-oriented human resource management by enterprises in the wake of the financial crisis in the late 1990s. Since 1980s, the labour supply variables had dampening effect on the expansion of nonstandard workforce, while labour demand variables and the decrease in trade union density were proved to have contributed to its rapid increase.

Second, the findings of this study provide recognisable grounds to examine the validity of the various assertions concerning the increase in the nonstandard workforce. Recently, there has arisen a number of claims which could be described as "economic determinism" and "market fundamentalism". They contend that "the increase in nonstandard workforce is an inevitable consequence of the changes in economic environment. It is a phenomenon that has arisen from within the labour market, therefore, the government intervention could give rise to unexpected negative side-effects." At the same time, the phenomenon is attributed to trade unions based on a thesis which claims that the "over-protection of the standard workforce" has given rise to the increase in the nonstandard workforce.

This study examined the relative significance of the six hypotheses aimed at explaining the increase in the nonstandard workforce. This study found those which focus on the demographic changes in the composition of the labour force, changes in economic environment, nonstandard workforce as a buffer-mechanism for the protection of core workers cannot be sustained as valid explanatory theses. However, the changes in human resource management strategy and the diminished bargaining power of the labour were found to have significant explanatory power. Changes in industrial structure as a factor in the increase of nonstandard workforce was found to have had significance during the periods of the Roh Tae Woo and Kim Young Sam regimes, but not during the periods of the Chun Doo Hwan and Kim Dae Jung regimes.

In summary, most of the hypotheses which found causes for the increase in nonstandard workforce in the labour market were not supported by the findings of this study. On the other hand, actor-related variables were found to be significant causes for the phenomenon. This study found the labour market flexibility policies of the government, the changes in the corporate human resource management strategy, the decline in trade union density to be the major causes in the growth of the nonstandard workforce. The findings imply that the problems related to nonstandard workforce can be and needs be addressed through the efforts of the actors.

Third, an examination of the long term trend found the ratio of the nonstandard workforce of the total workforce stabilising after peaking in January 2001, showing a relatively slight downward direction. However, the decrease remains very slight, sustaining the ratio around the 51% mark. Given the anticipation of an increase in trade union density, if there are no changes in other factors, the ratio of nonstandard workforce will continue to decrease slightly. However, the 50% ratio is likely to become a structured feature if there are no significant changes in the current industrial relations system and corporate employment pratices.

Fourth, this study based its analysis on the understanding of a close interactive relationship between the labour market variables and actor variables. This led to designing the analysis based on grouping the labour market variables and actor-related variables. The study found both the labour market variables and actor variables are significant as explanatory factors, and in cases, actor-related variables are more significant as explanatory factors than labour market variables.

The importance of actor-related variables has been long overlooked in the analysis of the labour market. The lessons of this study can be applied to studies of other aspects of the labour market, such as unemployment and wage. This study demonstrates that the methodology that pays due attention to actor variables can assist the quantitative analysis avoid the perennial problem of falling into economic determinism or market fundamentalism.

Key words : nonstandard workforce, irregular worker, temporary worker, labour market, internal labor market, flexibility, industrial relations, union density, human resource management, labor policy, probit model, Tobit model