비정규직 증가 원인

김유선(한국노동사회연구소 부소장)*

* 이 글은 필자의 박사학위 논문인 □한국 노동시장의 비정규직 증가 원인에 대한 실증연구□에서 시계열 분석 결과를 수정·보완한 것입니다. 학위논문 심사 과정에서 유익한 논평을 해 주신 고려대학교 김균 교수, 김창진 교수, 정주연 교수와 서울산업대 노용진 교수, 산업연구원 최영섭 박사 및 익명의 논평자에게 감사드립니다.

1980년대이래 비정규직이 증가한 원인을 분석한 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 노동시장(노동공급, 노동수요)과 행위주체(기업전략, 노사관계) 모두 비정규직 증가에 유의미한 영향을 미쳤다. 전두환 정권 때는 노사관계 등 행위주체 요인이 미치는 영향이 컸지만, 노태우 정권 이후로는 노동시장 요인이 미치는 영향이 커졌다. 그러나 김영삼 정권부터 노동시장 유연화 정책이 추진되고, 외환위기 이후 기업의 시장형 인사관리전략이 확산되었으며, 이에 대한 노동조합의 저항이 강화되면서, 점차 행위주체 요인이 미치는 영향이 커지고 있다. 노동공급은 비정규직 비율 감소요인으로 작용했고, 노동수요와 노조 조직률 하락은 증가요인으로 작용했다. 둘째, 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. 즉 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 것인 바, 다른 조건에 변화가 없는 한 지금보다 비정규직 비율은 소폭 감소할 것이다. 그러나 현행 노사관계 제도와 고용관행을 개선하지 않는 한 50% 안팎에서 구조화 될 것으로 전망된다.

주제어 : 비정규직, 임시직, 노동시장, 행위주체, 노사관계, 노조 조직률, 인사관리전략

I. 머리말

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 사회적 관심사가 못 되었다. 통계청 경제활동인구조사에서 임시일용직이 전체 노동자의 절반을 넘어선 1999년 3월에야 비로소 주목을 받기 시작했고, 2002년 12월 대통령 선거 때는 □비정규직 남용 규제와 차별 금지□가 노동부문 최대 공약으로 제기되기에 이르렀다.

비정규직 문제가 사회적 관심사로 급부상하자, 국내 연구는 일차적으로 비정규직 규모와 실태를 분석하는데 초점을 맞추어 왔다. 그 결과 비정규직 노동자들의 열악한 노동조건과 무권리 상태를 개선해야 한다는데 대해서는 사회적 공감대가 형성되는 등 일정한 성과를 거두기도 하였다. 그러나 아직까지 비정규직이 증가한 원인에 대해서는 연구가 진척되고 있지 않다. 이 점은 다른 나라를 보더라도 마찬가지이다. 더욱이 국내에서는 □1990년대 중반 특히 외환위기 직후 비정규직이 급증□한 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□는 등의 경제 결정론과 시장 만능론이 영향력을 발휘하고 있고, 그만큼 문제 해결을 더디게 하고 있다.

그러나 □경제활동인구조사□에서 지난 40년간 임시일용직 비중을 살펴보면, 몇 가지 새로운 사실들을 확인할 수 있다. 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 2명중 1명(49%)이 임시일용직으로, 3년 반 만에 2배 가까이 증가했다. 셋째, 1987년 7∼9월 노동자 대투쟁을 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. ([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, 2003) 더욱이 통계청 경제활동인구조사에서 임시일용직 통계가 시계열 분석이 가능한 유일한 자료이므로, 이 글에서는 편의상 비정규직과 동일한 의미로 사용한다.

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∼70년대 비정규직 감소는 주로 비공식부문의 공식화 내지 제도화에 기인한 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 비정규직 증가 원인을 규명할 필요가 생기는데, 지금까지 이와 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.

둘째, 노동수요 측면에 주목하여 세계화와 그에 따른 경쟁의 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 연장선에 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)

이 글에서는 지금까지 연구에서 한 걸음 나아가 1980년대 이래 비정규직이 증가한 원인을 규명할 것을 목적으로, 지난 20년간 거시지표를 사용하여 노동시장(노동공급, 노동수요)과 행위주체(기업전략, 노사관계) 변수가 비정규직 증가에 미친 영향을 시계열 분석하고, 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화, 인사관리전략 변화, 노사간 힘관계 변화 등 6개 가설을 검증한다. 문제가 발생한 원인을 분명히 할 때만이 문제 해결은 한 걸음 앞당겨질 수 있기 때문이다.

) 물론 시계열 분석에서는 자료의 제약으로 기업의 인사관리전략을 변수로 사용하지 못 한다. 그러나 전두환·노태우·김영삼·김대중 정부로 시기를 구분하여 시계열 분석하는 과정에서 부수적으로 정부의 노동시장 유연화 정책과 기업의 인사관리전략 변화가 미친 효과를 분석할 수 있고, 인사관리전략 변화 가설 역시 검증이 가능하다.

II. 선행 연구 검토

지금까지 실증분석은 대부분 사업체조사 자료를 사용하여 기업의 비정규직 사용 결정요인을 횡단면 분석해 왔다. 이것은 다수의 연구가 기업이라는 노동수요 측면에서 비정규직 증가 원인을 찾는데서 비롯된 것으로 해석된다. 그러나 횡단면 분석(사업체조사)에서 검증 가능한 가설은 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 인사관리전략 변화 3개 가설에 불과하고, 지금까지 연구는 주로 □정규직 보호 완충장치□ 가설을 검증하는데 초점을 맞추어 왔다. 사업체조사 분석결과를 살펴보면 Davis-Blake and Uzzi(1993)만 동 가설을 지지할 뿐, Montgomery(1988), Abraham and Taylor(1996), Houseman(2001), Gramm and Schnell(2001)은 동 가설을 기각하고 있다. 이에 비해 가구조사를 사용한 횡단면 분석은 노동공급측 요인인 성, 인종, 연령 등 인적자본 변수에 초점을 맞춤으로써 결과적으로 인적구성 변화 가설을 채택한 뒤, 교육훈련 등 인적자본 개발을 정책대안으로 제시하곤 한다.

) 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.

비정규직 증가 원인을 시계열 분석한 연구로는 Golden(1996), Laird and Williams(1996)가 있다. 이들은 □노조효과가 유의미한 (-)이고, 노동공급, 노동수요, 노사관계 모두 유의미한 영향을 미치고 있다□는 점에서 일관된 결과를 제시하고 있다. 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(산업생산지수 변동성, 계절더미), 인건비(기업복지비중), 노사관계(노조조직률)를 사용하여 분석한 결과, □기혼여성, 미국달러가치, 산업생산지수 변동성, 기업복지비중은 유의미한 (+), 고연령층, 저연령층, 실업률, 노조조직률은 유의미한 (-)□라 하여 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 노사간 힘관계 변화 가설을 지지하고 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 □기혼여성, 산업생산지수, 미국달러가치는 유의미한 (+), 노조조직률은 유의미한 (-), 산업생산지수 변동성, 기업복지비중, 고연령층, 저연령층은 유의미하지 않다□라 하여, 인적구성 변화, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지하고, 정규직 보호 완충장치 가설은 기각하고 있다.

III. 분석 모형

이 글에서 종속변수는 비정규직 비율, 설명변수는 노동공급(기혼여성, 고연령층, 저연령층, 저학력층), 노동수요(경제성장, 실업률, 대미달러환율, 서비스산업비중, 경기순환변동, 계절변동, 비임금 노동비용), 노사관계(노조조직률)를 사용한다. 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.

[그림3] 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	→

IV. 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.

나. 노동수요

경제성장의 지표로 산업생산지수, 노동수요의 지표로 실업률, 세계화에 따른 경쟁 격화의 지표로 대미달러 환율을 사용하고, 산업구조 변화의 지표로 □(광공업 대비) 서비스산업 노동자 비율□을 사용했다. 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 로그 노동자수를 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.

다. 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.

V. 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.([표1] 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.

[표1] 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	○

VI. 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, 2001)로 평가되고 있다. 이밖에 1997년말 외환위기는 대량실업과 구조조정, 비정규직 50% 상회 등으로 한국의 노동시장과 노사관계에 커다란 영향을 미친 사건으로 평가된다.

[표2]에서 기술통계를 살펴보면 1987∼88년 격변기(1987년 6월∼1988년 12월)에는 노조 조직률이 큰 폭으로 증가하고 비정규직 비율이 감소했다. 1997년말 외환위기를 전후한 시기(1997년 7월∼1998년 8월)에는 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.

[표2] 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(URt)	-0.0097	0.4696	-0.0158	0.3270	0.3571	0.5170	-0.0356	0.4688
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
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.([표3] 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. 경기순환변동과 계절변동은 김영삼 정권 이후 큰 폭으로 증가했다. 인건비 대비 비임금노동비용 비중은 노태우 정권 때만 증가했고, 이후 감소하고 있다.

[표3] 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(URt)	-0.0519	0.7384	0.0160	0.3209	-0.0212	0.2190	-0.0975	0.4179
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
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

VII. 실증분석 결과

1. 1983-2001년

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

[표4]는 1983년부터 2001년까지를 분석한 결과이고, [표5]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. [표4]와 [표5], (모형1)과 (모형2) 모두 동일한 설명력을 가지고 있음을 확인할 수 있다. [표4]에서는 산업생산이 유의미하지만, [표5]에서는 비임금노동비용이 유의미하다는 점만 차이가 날 뿐이다. [표5]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 유의미한 (+)이고, 기혼여성, 고연령층, 저연령층은 유의미하지 않다. 저학력층 비중이 증가하면 비정규직 비율이 증가한다. 그러나 지난 20년간 저학력층 비중은 감소했으므로, 노동공급은 비정규직 비율 감소요인으로 작용했다. 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 해석된다. 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.

[표4] 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(URt)	실업률 변화	-0.02	(0.00)	**	-0.02	(0.00)	***	-0.0356	19.71***
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	-0.00	(0.03)					0.0018
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	0.10	(0.07)					0.0061
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.

[표5] 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(URt)	실업률 변화	-0.02	(0.01)	**	-0.02	(0.01)	***	-0.0382	21.19***
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	-0.05	(0.07)					0.0012
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	0.09	(0.08)					0.0062
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 : [표4]와 동일

2. 1989-2001년

[그림4]는 [표4]에서, [그림5]는 [표5]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.

[표6]은 1989년부터 2001년까지를 분석한 결과이고, [표7]은 외환위기 전후(1997년 7월∼1998년 8월)를 통제하고 분석한 결과이다. [표6]과 [표7], (모형1)과 (모형2) 모두 동일한 설명력을 가지고 있음을 알 수 있다. [표7]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. 그러나 지난 15년간 기혼여성은 증가했고, 저연령층과 저학력층은 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, 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 확대되었다. 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치 가설은 기각되고, 산업구조 변화, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다.

[표6] 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(URt)	실업률 변화	-0.01	(0.00)	***	-0.01	(0.00)	***	0.0051	26.04***
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**
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 : [표4]와 동일

[표7] 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(URt)	실업률 변화	-0.01	(0.00)	***	-0.01	(0.00)	***	-0.0296	22.66***
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***
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)
주 : [표4]와 동일

3. 역대 정권 비교

⑴ 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 노조 조직률 하락은 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.

[표8] 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(URt)	실업률 변화	-0.02	(0.01)		-0.03	(0.01)	***	-0.0519	16.12***
D(LEXCHANt)	대미달러환율 변화율	-0.31	(0.83)					0.0017
D(PIND32t)	3차/2차산업 변화	-0.02	(0.25)					-0.0011
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 : [표4]와 동일

⑵ 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 평가된다.(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 느낀데서 비롯된 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.

[표9] 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(URt)	실업률 변화	0.00	(0.00)					0.0160
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**
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 : [표4]와 동일

⑶ 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 행위주체 요인이 미치는 영향이 노태우 정권 때보다 강화되었음을 알 수 있다.

둘째, 노동공급에서 기혼여성, 저연령층, 저학력층은 유의미한 (+)이고, 고연령층은 유의미하지 않다. 김영삼 정권 때 기혼여성은 증가하고, 저연령층과 저학력층은 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, 계절변동은 모두 유의미하지 않으므로, 경제환경 변화, 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.

[표10] 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 : [표4]와 동일

⑷ 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 산업생산과 실업률은 비정규직 비율 증가요인으로 작용했고, 경기순환변동과 계절변동은 감소요인으로 작용했으며, 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.

[표11] 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 : [표4]와 동일

VIII. 맺는 말

지금까지 분석 결과를 요약하면서 함의를 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 1980년대 이래 비정규직 비율은 단선적으로 증가한 것이 아니라, 전두환 정권 때 증가하고, 노태우 정권 때 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.

둘째, 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 강화되면서, 점차 행위주체 요인이 미치는 영향이 커지고 있음을 말해준다.

셋째, 1980년대 이래 노동공급은 비정규직 비율 감소요인, 노동수요는 증가요인으로 작용했다. 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 상회했기 때문이다. 이에 비해 노사관계는, 노조 조직률이 하락한 전두환·김영삼 정권 때는 비정규직 비율 증가요인으로 작용했고, 노조 조직률이 증가한 김대중 정권 때는 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.

넷째, 1983∼2001년 비정규직 비율 증가 원인을 회귀분석하면, 인적구성 변화, 경제환경 변화, 정규직 보호 완충장치, 산업구조 변화 가설은 기각되고, 노사간 힘관계 변화 가설은 지지된다. 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. 산업구조 변화 가설은 전두환·김대중 정권 때는 기각되고 노태우·김영삼 정권 때는 지지된다.

다섯째, 다른 시기에는 존재하지 않던 자기상관이 김대중 정권 때 비정규직 비율 증가요인으로 자리잡고 있음에 주목할 필요가 있다. 이것은 김영삼 정권 때부터 추진해 온 노동시장 유연화 정책과, 외환위기를 거치면서 확산된 기업의 시장형 인사관리전략이, 외환위기 이후 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.

[표12] 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
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***
변수	노동공급	-	-		- > +	- > +	- > +
	노동수요	+	+ > -	+	+ > -	+	+ > -
	노사관계	+	+	+		+	-
	고용관행						+
가설	인적구성변화	×	×	×	×	×	×
	경제환경변화	×	×	×	×	×	×
	정규직보호완충장치	×	×	×	×	×	×
	산업구조변화	×	○	×	○	○	×
	인사관리전략변화						○
	노사간힘관계변화	○	○	○	×	○	○

여섯째, 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 1989년 말에도 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 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.

일곱째, 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.

참고문헌

김유선. 1998.『노동조합운동의 현황과 과제』. 한국노동연구원.

김유선. 2001. □한국의 노동조합 조합원수 증감요인 분석□.『사회경제평론』16호: 287-312.

김유선. 2003. □비정규직 규모와 실태 : 통계청, □경제활동인구조사 부가조사'(2002.8) 결과".『노동사회』72호: 167-184.

노동부.『기업체노동비용조사보고서』. 각년도.

노동부.『전국노동조합조직현황』. 각년도.

안주엽. 2001. □정규근로와 비정규근로의 임금격차.□『노동경제논집』24권 1호: 67-96.

이효수. 2002. □노동시장 환경변화와 노동시장의 구조변동.□『경제학연구』50집 1호:243-74.

통계청. KOSIS.

통계청. 경제활동인구조사 원자료.

통계청.『경제활동인구연보』. 각년도.

Abraham, Katharine G. and Susan K. Taylor. 1996. "Firms' Use of Outside Contractors : Theory and Evidence." Journal of Labor Economics 14(3):394-424.

Bain and Price. 1980. Profiles of Union Growth : A Comparative Statistical Portrait of Eight Countries. Oxford: Blackwell.

Cappelli, Peter. 1995. "Rethinking Employment." British Journal of Industrial Relations 33(4):563-602.

Davis-Brake, Alison and Brian Uzzi. 1993. "Determinants of Employment Externalization : A Study of Temporary Workers and Independent Contractors." Administrative Science Quarterly 38:195-223.

Golden, Lonnie. 1996. "The Expansion of Temporary Help Employment in the US, 1982-1992 : a Test of Alternative Economic Explanations." Applied Economics 28:1127-41.

Gramm, Cynthia L. and John F. Schnell. 2001. "The Use of Flexible Staffing Arrangemens in Core Production Jobs." Industrial and Labor Relations Review 54(2):245-58.

Houseman, Susan N. 2001. "Why Employers Use Flexible Staffing Arrangements : Evidence From an Establishment Survey." Industrial and Labor Relations Review 55(1):149-70.

Laird, Karylee and Nicolas Williams. 1996. "Employment Growth in the Temporary Help Supply Industry." Journal of Labor Research XVII(4):663-81.

Montgomery, Mark. 1988. "On the Determinants of Employer Demand for Part-Time Workers." The Review of Economics and Statistics 70(1):112-17.

The Cause of Nonstandard Workforce Increase

Kim, Yoo-Sun(KLSI, Deputy Director)

This article analyzes the cause of nonstandard workforce increase since 1980s. The findings  of the analysis can be summarised as follows.

First, both the labor market variables and actor variables affect significant influence on the increase of nonstandard workforce. During the reign of the Chun Doo Hwan, 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, industrial relations, union density, human resource management

논문제목 : 비정규직 증가 원인

저자성명 : 김유선

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