여성 노동시장의 변화와 정책방향

여성 노동시장의 변화와 정책방향

금 재 호

(한국노동연구원 연구위원)

Ⅰ. 머리말

Ⅱ. 경력단절과 고용불안정성

Ⅲ. 기업의 성차별과 임금

Ⅳ. 여성 노동시장의 과제

인류의 절반인 여성의 사회․경제적 지위는 역사의 흐름 속에서 수많은 변천을 겪 어 왔다. 한국의 경우 조선조 이래 여성은 남성보다 열등한 존재로 간주되었고 사회진 출과 교육기회에서의 차별로 인해 취업을 하더라도 허드렛 일이나 저임금의 낮은 직종 에 종사하는 것이 일반적이였다. 이러한 문화적, 역사적 흐름의 영향이 아직도 우리 사회에 영향을 미치고 있으며 한국 여성의 사회․경제적 지위는 다른 국가들에 비해 매우 낮은 것으로 평가된다.

그러나 지속적인 경제성장과 국가경쟁력의 확보, 복지국가의 건설을 위해서 여성인 력의 효율적 활용은 필수적인 요소로 여겨지며 나아가 능력과 자격을 갖춘 여성들이 남성과 동등한 입장에서 경쟁에 참여하는 것은 인간 존재의 본연적 가치의 표상으로 볼 수 있다. 여성들의 적극적인 경제활동은 그 자체로 소비와 투자를 촉진시켜 경제성 장의 동력으로 작용할 뿐만 아니라 자아실현과 여성권리 향상의 수단이기도 하다.

1960년대 본격적인 경제개발이 시작된 이래 여성들의 경제활동은 지속적으로 강화 되어 왔으며 이에 따라 여성의 사회적 지위도 더불어 개선되기 시작하였다. 그러나 여 성근로자들의 대부분은 임시․일용직 등 저임금, 저숙련 직종에 종사하고 있었으며 대 부분 결혼, 출산과 함께 취업전선을 벗어나는 것이 일반적인 현상이였다. 이처럼 낮은 여성의 경제적 지위는 여성의 생산성이나 능력이 남성에 비해 상대적으로 낮기 때문이 기도 하지만 여성에게 보다 나은 직업, 지위로의 진출 가능성이 막혀 있기 때문이었다.

남녀를 가리지 않고 자신의 능력에 맞는 직업을 선택하고 정당한 노력의 대가로 적정 임금(소득)을 받는 것은 선진사회의 기본적 성격이며 선진사회로의 이행을 위해 달성

해야할 목표이다. 이러한 측면에서 아직 한국의 여성노동시장은 해결해야 할 여러 문 제점을 지니고 있다. 기본적으로 여성에게 핵심적인 것은 남성과 동등한 위치에서 서 로 경쟁할 수 있는 환경과 기회의 마련이다.

이러한 인식 아래에서 그 동안 정부와 각종 단체들의 지속적인 노력이 이루어져 왔 고 특히 여성 자신들의 인식전환과 노력의 결과 여성의 경제활동참여 및 지위는 상당 한 정도로 개선된 것으로 알려지고 있다. 그러나 1990년대에 들어서 여성의 경제활동 과 사회․경제적 지위가 어떻게 변화하였는지에 대한 의문과 함께 여성 경제활동의 주요 저해 요인으로 꼽혀온 육아비용 및 서비스의 문제, 결혼 또는 육아로 인한 경력단 절의 문제, 성차별의 문제, 여성의 낮은 노동시장 지위 문제, 여성의 기능불일치skill mismatch의 문제들이 어떻게 접근되고 해결되어 가고 있는지의 의문이 여전히 대두되 고 있다. 나아가 이러한 의문들은 외환위기에 의한 대량실업사태와 구조조정과정에서 여성근로자들이 어떻게 대응하고 희생을 치루었는지의 질문과 연결된다.

1990년대 여성노동시장의 변화에 대한 기초적인 분석결과는 다음의 몇 가지 중요한 사실을 보여주고 있다. 먼저 1990년대 취업자수 및 경제활동참가율의 증가는 여성에 의해 주도되었다는 점이다. 경제활동참가율의 지속적 상승에 따라 한국 여성의 경제활 동참가율은 미국, 영국 등에는 못미치나 일본, 프랑스와 비슷한 수준까지 이르렀다. 향 후에도 여성의 경제활동참가율이 계속 증가할 것인가에 대해서는 명확한 결론을 내리 기 어려우나 성차별의 완화, 고임금․고생산성 직종에의 여성진출 확대, 수요와 공급 간 기능․기술 불일치의 완화 등과 같은 요인에 따라 향후에도 더욱 증가할 가능성이 있다.

둘째, 여성의 경제활동참가율을 연령대로 보면 우리나라 여성노동시장의 특징인 M 자형 연령대별 경제활동참가율의 그래프가 점차 고원형으로 전환되고 있다는 것이다.

1990년대 여성의 경제활동증대는 25-29세 계층에서의 급속한 경제활동증가에 힘입은 바가 컸다.

셋째, 30-60세 미만 연령층의 경제활동참가율은 1990년대에 걸쳐 안정적인 값을 보 였다는 점이다. 이처럼 경제활동참가율이 안정적이였음에도 불구하고 취업자수 자체 는 베이비붐 세대의 중장년화로 인해 증가하였다.

넷째, 여성취업자의 ‘서비스산업 집중화 현상’이 발생하였다. 1990년대 들어 제조업

취업자의 비중 및 절대수는 남녀 모두 감소하였으나 특히 여성의 감소폭이 컸었고 줄 어든 여성근로자의 대부분은 서비스산업으로 진출하였다. 이에 따라 1990년대 여성근 로자의 전체 증가폭보다 훨씬 많은 여성이 서비스산업에 종사하게 되었다.

다섯째, 직업별로 산업구조의 고도화와 지식기반산업의 확대, 정보화 등으로 전문․

기술․행정관리직에 대한 수요가 급증하였다. 그러나 고임금․고생산성의 상징되는 이들 직업군에서 여성보다 남성의 증가속도가 빠른 것으로 나타났다. 반면 서비스․판 매직에 종사하는 여성은 남성에 비해 큰 폭으로 증가하였다.

여섯째, 일자리의 증가 또는 창출이 남성은 상용직을 중심으로 이루어진 반면 여성 은 임시․일용직을 중심으로 이루어졌다. 1990년대 중반 이후 임시․일용직의 비중은 급격히 증가하고 그 결과 1999년의 경우 여성 임금근로자의 69.5%가 임시․일용직인 것으 로 나타났다. 특히 외환위기 초기(1998년)에는 여성 상용근로자의 감소가 두드러졌다.

이처럼 1990년대 노동시장의 특징으로 제조업의 쇠퇴와 서비스업의 약진, 외환위기 를 전후로 한 임시․일용직의 증대, 직종별로 전문․기술․관리직의 증대와 같은 현상 들을 들 수 있는데 이러한 노동시장의 변혁과정에서 여성은 취업의 양적인 측면에서는 상당한 향상을 보였으나 이러한 양적인 확대를 고용의 질적 개선으로 연결시키는 데 실패한 것으로 여겨진다.

이러한 양적개선과 질적실패의 원인에 대해 뿌리깊은 성차별, 여성의 경력단절 현 상, 여성근로자들의 학력, 전공 및 기능불일치 많이 개선되었지만 아직도 외국에 비해 높은 육아비용 등 노동시장참여의 기회비용 등을 들 수 있을 것이나 여성단체 및 정부 의 정책실패도 중요한 원인의 하나로 여겨진다. 여성고용의 질 향상은 고임금, 고생산 성, 고기술(또는 기능) 직종분야에서의 여성입직의 확대와 기업내부 노동시장의 승진, 보직, 훈련 등에서의 동등한 기회부여 및 적극적인 여성참여와 같은 메카니즘을 통해 서 달성될 수 있다. 이러한 측면에서 기업내부노동시장의 행태를 심층적으로 분석하는 연구가 필요하다. 또한 여성근로자에 대한 기업행태의 변화를 위해서는 여성고용의 문제를 사회정책이나 복지정책적인 입장이 아니라 시장원리에 기초한 경제학적 접근 방식이 요구되며 법이나 제도를 통한 비자율적인 규제나 비용부담으로는 명확한 한계 가 있다.

본 고의 구성은 다음과 같다. 제Ⅱ장에서는 1990년대 여성의 고용안정성 추이에 대

한 분석과 함께 여성 경력단절의 규모를 측정하게 될 것이다. 여성의 경력단절은 남성 과 여성의 임금격차 및 여성의 생애 경력개발의 중요한 저해요인으로 손꼽히고 있다.

결혼 및 출산 시기를 중심으로 여성의 경력단절이 주로 발생하고 있으며 여성의 경력 단절을 막기 위해 정부정책도 보육비용의 지원 및 서비스 질의 개선, 모성보호비용의 사회화, 결혼 및 출산으로 인한 부당노동행위의 방지 등에 노력을 기울이고 있다. 그러 나 경력단절 현상을 완화하기 위한 노력은 기업의 노동비용을 상승시켜 거꾸로 여성의 경력개발을 저해하고 고용형태의 악화를 가져오는 원인으로 작용할 가능성이 있다.

그 다음의 제Ⅲ장에서는 여러 통계조사 결과를 이용하여 아직도 광범위하게 나타나고 있는 성차별의 실태를 설명하고 성차별적 요인에 의한 남녀간 임금격차의 규모를 파악 한다. 기업내 성차별의 완화 특히 임용, 승진, 보직, 훈련 등에서의 성차별은 여성의 지위향상을 가로막고 국가 인적자원의 효율적 활용과 인간 가치의 향상을 가로막는 중요한 요인이 되고 있다. 기업내 성차별의 원인과 그 해결방안에 대한 분석은 향후 여성 노동시장연구의 핵심으로 여겨지면 이를 위한 기초연구 및 자료를 제시한다. 마 지막으로는 본 논문의 주요 결과의 정리와 함께 향후 여성노동정책의 방향에 대해 논 의하도록 한다. 지금까지 한국 여성노동정책은 여성근로자의 권익보호와 여성 유휴인 력의 활용 및 경력단절의 완화 등에 초점을 맞추었던 감이 있다. 이러한 정책은 여성이 취업자수 및 경제활동참가율의 상승을 주도한 1990대 이후에는 충분하지 못하다. 여성 고용의 문제는 점차 양적인 문제에서 질적인 문제로 전환되고 있으며 이러한 측면에서 기업에 대한 규제 또는 법의 강화를 통해서가 아니라 시장기능의 활성화를 목표로 하 여야 할 것이다.

Ⅱ. 경력단절과 고용불안정성

1. 한국노동패널데이터의 기초분석

1990년대 여성 노동시장에 대한 분석결과는 그 동안 여성경제활동이 양적인 측면에 서는 크게 신장하였으나 이러한 양적인 발전을 고용의 질적 개선으로 연결시키는 데

실패하고 있다는 사실을 명확하게 보여주고 있다. 여성 고용증대의 대부분은 상용직보 다는 임시․일용직의 증가에 그쳤고 직종에서도 전문․기술․행정관리직 분야에의 진출이 남성에 비해 뒤쳐지는 현상을 보였다. 또한 서비스․판매 및 음식․숙박업 등 에 치우친 여성고용의 서비스화가 궁극적으로 노동시장에서 여성의 지위를 약화시키 는 결과를 초래한 것이 아닌가하는 의구심도 발생하고 있다.

노동시장에서 여성의 지위가 이처럼 열악한 원인의 하나로 여성의 경력단절이 자주 거론되고 있다. 대부분의 직장 여성들이 낮은 임금과 차별, 불확실한 미래와 경력개발 의 한계, 그리고 결혼, 육아 등의 사유로 20대 후반에서 30대 초반에 걸쳐 노동시장을 떠나게 되고 이후 수년 간의 공백 뒤에 다시 노동시장으로 회귀하는 경력단절 현상을 발견할 수 있다. 이러한 경력단절이 고임금․고생산성 직종에의 여성진출을 저해하며 여성 근로자의 대부분이 비임금근로나 또는 임시․일용직과 같은 저임금, 저생산성 직 종에 종사하게 되는 중요한 원인이라는 지적이다. 여성의 경력단절은 M자형 연령대별 경제활동참가율로 나타나고 있는데 이러한 경력단절은 여성의 취약한 노동시장 지위 의 원인일 뿐만 아니라 결과이기도 하다.

여성의 경력단절 현상을 파악하기 위해 먼저 여성과 남성의 평균근속기간을 비교하 였다. 1998년도 제1차 한국노동패널데이터에 따르면 현재 취업하고 있는 임금근로자 중 여성의 평균 근속년수Firm Specific Human Capital는 3.95년으로 남성 7.36년의 53.7%에 불과하다. 조사시점까지의 전체 취업기간General Human Capital도 남성의 13.76년에 비해 여성은 7.4년으로 나타났다.

¹⁾

이러한 커다란 취업기간의 성별격차와는 달리 1998년 조 사시점을 기준으로 한 여성의 직장횟수는 평균 2.03개로 남성의 2.40개와 비교하여 큰 차이를 보이고 있지 못하다. 여성 임금근로자의 평균 연령이 35.2세인 반면 남성은 38.3 세로 남성과 여성의 연령차가 3.1세에 불과한 점을 감안할 때 이러한 패널데이터의 기 초 분석결과는 여성의 미취업기간이 남성보다 상대적으로 장기간이며 여성은 상대적 으로 짧은 기간 동안 취업한 후 다시 미취업상태로 이동한다는 점을 시사하고 있다.

1) 생애 취업기간의 표준편차는 여성이 7.56년인 데 반해 남성은 9.86으로 나타나고 있다. 이처럼 남성 보다 상대적으로 커다란 표준편차는 여성들 사이에 생애 취업기간의 편차가 남성보다 심하다는 것 을 의미한다. 이러한 현상은 현 직장에서의 근속년수도 마찬가지로 분석되고 있다. 그러나 현 직장에 의 근속년수가 10년이 넘는 임금근로자의 비중은 남성이 26.8%로 나타나고 있으나 여성은 10.1%에 불과하며 15년 이상도 남성 16.6%, 여성 4.3%로 커다란 격차를 보이고 있다.

<표 1> 1998년 여성 임금근로자의 연령대별 특성

(단위 : %, 명)

분 류 20대 30대 30대 이상 전체

학 력

초등졸 이하 중졸 고졸 전문대 졸 대졸 이상

0.6( 3) 2.1( 11) 46.4(245) 24.8(131) 26.1(138)

7.5( 26) 18.1( 63) 48.3(168) 8.3( 29) 17.8( 62)

28.0(234) 20.7(173) 35.5(297) 4.9( 41) 11.0( 92)

17.4(237) 13.5(184) 39.7(542) 12.6(172) 16.9(230)

직 종

전문․기술․관리직 사무직

서비스․판매직 농림어업직 기능직․조립직 단순근로

30.5(159) 45.9(239) 13.4( 70)

- 3.8( 20) 6.3( 33)

28.8( 99) 14.5( 50) 23.3( 80) 0.3( 1) 13.7( 47) 19.5( 67)

21.3(177) 9.5( 79) 24.0(200) 1.3( 11) 13.2(110) 30.7(256)

24.8(336) 23.5(318) 19.9(270) 0.8( 11) 9.6(130) 21.3(289) 종사상

지위

정규직 비정규직

83.9(443) 16.1( 85)

65.5(228) 34.5(120)

60.3(505) 39.4(330)

69.5(948) 30.5(415)

근속기간(년) 2.68 4.23 4.99 4.10

취업기간(년) 4.22 7.89 9.81 7.63

월 소득(만원) 82.11 89.44 79.10 80.26

주 : 1) 근속기간은 현 직장에서의 근무년수(SK; specific human capital)를 취업기간은 1998년 6월까지의 모든 취업기간을 합한 일반인적자본(general human capital)을 의미한다. 평균 월소득은 세금 이후 의 소득이다.

자료 : 한국노동패널연구, 1998.

다음으로 여성 임금근로자를 인구․경제적인 특성을 파악하기 위해 30세를 기준으 로 20대 여성 임금근로자와 30대 이상 여성 임금근로자로 나누어 연령대간 특성 차이 가 있는지를 분석하였다.

²⁾

<표 1>에서 20대 여성의 절반 이상이 전문대 이상의 고학 력인 반면 30대 이상에서는 전문대 이상이 15.9%에 불과하여 젊은 여성의 고학력화 현상을 명확하게 보여주고 있다.

³⁾

근무하는 직종에서도 연령이 낮을수록 전문․기 술․관리직에의 취업자 비중이 높아지고 있는데 20대 여성의 경우 특히 사무직이 거의 절반 가까이 차지하는 것으로 나타나고 있다. 이에 대해 연령이 높아질수록 기능직․

2) 10대와 65세 이상은 분석에서 제외하였으며, 시점을 통일하기 위해 1998년 6월을 기준으로 분석하였다.

3) 금재호(1995)에 의하면 대우패널데이터를 이용하여 부부 모두 취업한 맞벌이 가구의 특성을 분석한 결과 30세 이하의 젊은 세대에서는 교육수준이 높고 대도시의 아파트에 거주하는 부부들이 많이 맞벌이를 하고 있는 반면 30세 이상에서는 교육수준과 남편의 소득이 낮고 중소도시나 군부지역의 단독주택에 거주하는 주부들이 많이 취업하고 있어 연령대간 차이가 있음을 보고하였다.

조립직 및 단순근로직에의 종사자 비중이 증가하고 있다. 종사상의 지위에 대해서도 20대 여성의 대부분은 정규직으로 근무하고 있다고 응답하고 있으나 30대 이상에서는 그 비중이 하락하고 있다.

⁴⁾

월평균소득은 20대보다 30대가 다소 높게 나타나고 있으며 이후 연령의 상승에 따라 월평균소득은 하향추세를 보이고 있다. 이와 함께 현 직장에 서의 근속기간과 생애취업기간은 연령이 많을수록 더불어 증가하는 현상을 보이고 있 으나 남성과 비교할 때 연령에 따른 증가폭이 상대적으로 낮다.

⁵⁾

이러한 결과는 여성 의 경우 장기간 미취업상태를 경험하여 경력단절이 발생한 경우가 다수 있을 것이라는 가능성을 간접적으로 시사한다.

⁶⁾

<그림 1> 임금근로자 중 근속기간 1년 미만의 비중 : 1994-1999년

22.9 24.8 27.1 28.5

32.2

36.7

14 15.3 17.2 16.2

19.4

23.5

0 5 10 15 20 25 30 35 40

94 95 96 97 98 99

여성 남성

4) 종사상의 지위별 분포와 직종별 분포는 통계청의 경제활동인구조사 결과와 많은 차이를 보이고 있 다. 이러한 차이는 표본 조사방법에서의 차이 뿐만 아니라 직업분류시 코딩의 차이에도 원인이 있다.

5) 연령과 근속기간(SK)와의 상관계수는 남성이 0.4946으로 여성의 0.2755보다 훨씬 높으며 연령과 생 애 취업기간(GK)와의 상관계수도 남성 0.8553, 여성 0.4842로 나타나고 있다.

6) 여기에서의 자료분석은 동일한 계층(cohort)에 대한 종단면적(longitudinal) 분석이 아니라 횡단면적 분석이라는 한계가 있다. 1980․1990년대 한국 여성노동시장의 특징 중 하나는 20대 고학력 취업여 성의 경우 결혼 또는 출산으로 노동시장을 영원히 벗어나거나 아니면 고임금․(준)전문직종에 지속 적으로 취업하는 경우가 많다. 고학력 여성의 경제활동참가율은 20대 후반에서 30대 초반을 정점으 로 연령에 따라 하락하는 경향을 보인다(최강식․정진화, 1997). 이러한 현상을 감안할 때 여성의 급속한 고학력화가 여성의 경력단절 및 취업형태, 경제활동참가율에 어떤 영향을 미칠지는 향후에 도 연구가 계속되어야 할 중요한 관심사이다.

여성의 경력단절은 가장 가까이 여성고용의 불안정성instability 증가로 나타난다.

1999년의 제2차 한국노동패널조사에서 근속기간이 1년 미만인 근로자의 비중은 농 림․어업부문을 제외한 임금근로자를 대상으로 여성이 36.7%로 남성의 23.6%에 비해 상당히 높게 나타나고 있으며 1994년 이후 근속기간 1년 미만의 비중은 지속적으로 증가하여 왔다(<그림 1> 참조).

또한 연령별로는 연령이 많을수록 동일 직장에 오래 근무할 가능성이 높아 1년 미만 근속자의 비중이 낮으나 외환위기의 영향에 따라 연령대별 격차가 크게 줄어들었다 (금재호․조준모, 2000). 예를 들어 1999년에 20대 여성 임금근로자 중 1년 미만의 비중 이 36.2%로 나타났는데 1년 미만 근속자의 비중은 30대에서 37.1%, 40대 36.0%, 50대 39.2% 등으로 역전 현상을 볼 수 있다. 이러한 현상은 외환위기의 과정 중에서 여성 노동시장에 크게 변화하였다는 것을 시사한다.

2. 직장유지확률과 고용불안정성

한국노동패널데이터의 기초적인 분석은 여성의 경력단절 가능성이 남성에 비해 상 당히 높다는 점을 간접적으로 보여주고 있다. 이러한 경력단절의 크기에 대해 보다 심 층적인 분석을 위해 여기에서는 직장유지율job retention rate과 이직 후 일정 기간(2년) 이내에 다시 취업할 확률의 두 측면에서 접근하도록 한다.

한국노동패널데이터의 제1차년도(1998년) 데이터는 조사시점 당시의 경제활동 뿐만 아니라 생애의 취업경로에 대해서도 회고적retrospective인 질문을 던지고 있다. 구체적 으로 첫 직장에서부터 현 직장에 이르기까지 일주일에 평균 15시간 이상씩 2개월 이상 근무한 일자리에 대해 시작한 시기, 그만 둔 시기, 업종, 직종 및 종사상의 지위 등의 정보를 수집하였다. 이 데이터를 활용하여 현재의 직장을 앞으로도 일정 기간 동안 지 속한 비율을 계산한 결과 대부분의 기간과 근속년수에 걸쳐 남성보다 여성의 고용유지 율historical retention rate이 낮은 것으로 나타났다.

⁷⁾

미국의 연구결과와 비교할 때

⁸⁾

한국

7) 임금근로자만을 대상으로 직장유지율을 계산하였고 농림어업부문의 직종을 분석대상에서 제외하였다.

8) 고용불안정성 및 고용유지확률에 대한 최근의 연구결과로는 Bernhardt, Handcock, and Scott(1999), Farber(1999), Newmark, Polsky, and Hansen(1999) 등을 참조할 수 있다. 특히 <표 2>는 Newmark, Polsky, and Hansen(1999)의 방법론에 따라 한국의 고용유지율을 계산한 결과이다.

<표 2> 고용유지율Retention Rate의 변화

(단위 : %)

근속기간 4년 직장유지율

(1995-1999)

2년 직장유지율 1995-1997 1997-1999 전체

0-<2 2-<9 9-<15 15+

합계

30.6 47.2 51.3 49.1 42.6

55.9 70.9 80.1 82.8 68.8

41.9 61.1 65.9 59.5 54.5 여성

0-<2 2-<9 9-<15 15+

합계

28.2 35.0 43.5 52.5 33.6

50.2 60.6 75.9 79.5 58.2

34.9 55.9 57.7 62.5 46.2 남성

0-<2 2-<9 9-<15 15+

합계

32.6 54.4 53.6 48.7 47.4

61.0 76.9 81.3 83.3 74.5

48.7 64.2 68.6 59.0 59.3

의 고용안정성은 미국보다 상당히 낮은 것으로 나타나고 있으며 특히 외환위기 이후 고용안정성이 급격하게 악화되었다. 특히 여성의 고용불안정성은 남성에 비해 매우 심각한 수준이며 남녀간 고용불안정성의 격차는 외환위기 이후 더욱 확대되었다(금재 호․조준모, 2000). <표 2>에서 보면 1995년에서 1999년의 4년 동안 여성 임금근로자 가 동일직장에서 계속 근무한 비율은 33.6%에 불과하다. 즉 여성 임금근로자 3명 중 2명은 한 직장에서 4년 이상 근무하지 못하였다는 결론이다. 이러한 고용의 불안정성 은 근속기간이 낮을수록 높아져 근속기간이 2년 미만인 여성의 28.2%만이 4년 이상 동일 직장에 근무한 것으로 나타났다.

이와 같은 여성의 심각한 고용불안정성은 이직이 경력상승의 기회 또는 일반 인적 자본의 축적을 통한 생산성의 향상으로 이루어지지 않을 때 더욱 문제시된다. 많은 경

우 이직 또는 전직은 노동시장에서 자신의 지위와 소득을 향상시키는 기회로 활용된 다. 생산성에 비해 임금수준이 낮거나 경험을 통해 축적된 인적자본의 활용할 기회가 제한되었을 때 근로자는 이직을 통해 자신의 가치를 최대화하게 된다. 그러나 우리나 라 여성 임금근로자의 대부분은 임시․일용직으로 사무직, 서비스․판매, 기능․조립 직, 단순근로 등의 저생산, 저임금 분야에 종사하고 있으며 직업경험의 축적이 생산성 의 향상으로 이루어지지 못하는 경우가 일반적이다. 이는 다음 장에서 나타나듯이 여 성의 경우 생애 취업기간GK이 임금에 미치는 효과가 남성에 비해 매우 낮다는 분석결 과에서도 간접적으로 증명된다.

⁹⁾

이러한 상황에서 여성들의 잦은 이직은 자기 능력의 극대화를 통한 생산성의 향상과 경력개발로 이어지는 것이 아니라 기존 직장에서 축적 할 수 있는 기업특수적 인적자본SK; Firm Specific Human Capital마저도 포기함에 따라 노 동시장에서의 지위 향상이 더욱 어려워지는 것이다.

3. 재취업확률과 경력단절

남녀간의 근본적인 격차는 출산 및 육아와 관련된 간헐적 경제활동참가intermittent participation 또는 경력단절interrupted career에 있으며, 이것이 남녀간 임금격차의 주요 요 인이 되고 있다는 주장이 민서-폴라첵Mincer-Polack의 가설이다(Polachek and Siebert, 1993). 이 가설에 의하면 비연속적인 경제활동참가로 인해 인적자본의 부식이 발생하 고 인적자본에 대한 투자회수기간이 짧아진다. 여기에서는 이러한 민서―폴라첵의 가 설을 한국의 경우에 적용하여 추정하기 보다 이직한 여성 임금근로자가 일정 기간(예, 2년) 이내에 다시 취업하게 될 확률을 추정함으로써 우리나라 노동시장에서 경력단절 의 크기와 가능성을 가늠하기로 한다. 추정에는 한국노동패널조사의 1차년도 데이터 를 사용하며 1994년 6월에서 1996년 6월의 2년 동안에 이직한 근로자가 2년 이내에 다시 취업한 경우를 대상으로 한다.

먼저 기초통계를 살펴보면 <표 3>과 같이 이직 후 2년내 재취업을 한 비율은 66.8%

9) 다음 장의 내용과 같이 임금함수 추정결과 여성의 임금은 남성에 비해 ‘생애 취업기간(일반적 인적 자본)’보다 ‘현 직장의 근속년수(기업특수적 인적자본)’에 의해 더욱 크게 결정되는 것으로 나타나고 있다.

로 나타나고 있으며 남성이 74.9%인 데 반해 여성은 57.8%로 상당한 크기의 성별 격차 가 있다. 또한 재취업시의 고용형태는 남성은 세 명 중 두 명 정도가 정규직 임금근로 자로 재취업하고 21.1%가 자영업을 시작하는 반면 여성은 상대적으로 많은 수가 비정 규직 임금근로 또는 무급가족종사자로 재취업하여 이직을 통한 노동시장에서의 지위 향상이 어려움을 보여주고 있다.

¹⁰⁾

<표 3> 임금근로 이직자의 재취업 행태 - 이직후 2년내 재취업 비율 (단위 : %, 명)

분 류 여 성 남 성 전 체

이직 후 2년내 재취업 비율 57.8( 392) 74.9( 584) 66.8( 976)

새 직장의 고용형태

정규직 비정규직 자영업 무급가족종사

65.3( 256) 22.7( 89) 7.7( 30) 4.3( 17)

67.1( 392) 11.3( 66) 21.1( 123) 0.5( 3)

66.4( 648) 15.9( 155) 15.7( 153) 2.1( 20) 합 계 100.0( 682) 100.0( 780) 100.0(1,462)

여성의 재취업 확률을 체계적으로 파악하기 위해 이직 후 2년 이내 재취업하였을 경우에 ‘1’의 값을 하지 않았을 경우에 ‘0’의 값을 가지는 종속변수dependent variable를 설정하고 설명변수로 ‘배우자 유무’,

¹¹⁾

‘초등학교 1년 이하의 자녀 유무’, ‘거주 주택의 가치’, ‘이직시 연령’, ‘이직 전 직장의 근속기간’, ‘교육기간’, ‘이직 전 직종의 전문․기 술․관리직 여부’의 7개 변수로 하는 로짓logit모형을 설정하여 이를 추정하였다.

¹²⁾

한

10) 비정규직 임금근로 또는 무급가족종사자가 정규직 임금근로나 자영업보다 임금수준 및 생산성이 낮다고 단언할 수는 없다. 그러나 일반적으로 비정규직 임금근로는 저생산성, 저임금 직종에 집중 되어 있고 보조적 위치에서 남편 또는 가족을 돕는 무급가족종사자도 의사결정권이 제한되어 있는 것이 일반적으로 노동시장에서의 지위가 높다고 할 수 없다.

11) 이직한 후 3개월 이내에 결혼한 경우도 배우자가 있는 것으로 간주하였다.

12) 설명변수로 ‘초등학교 1년 이하 자녀 유무’를 포함시키는 것이 적합한가의 모형적합성(specification)의 문제가 있다. 일반적으로 여성에게 있어서 출산은 경제활동의 대체재로 경제활동참가 여부의 결정 시 외생변수가 아니라 같이 결정되어져야 할 내생변수이다. 즉 여성이 생애에서 부딪치는 중요한 문제의 하나는 자녀의 출산․육아와 경제활동 사이의 선택적 결정인 것이다. 우리나라의 경우 결혼 도 출산과 비슷한 성격을 지닌다. 그러나 여기에서는 이미 ‘초등학교 1년 이하 자녀 유무’가 결정된 이후에 이직한 여성 임금근로자를 대상으로 재취업여부를 분석하고 있기 때문에 이 변수를 외생변 수로 간주하여도 별 다른 무리가 없는 것으로 판단된다.

국노동패널조사의 1차년도 조사시점이 1998년 6월에서 10월까지기 때문에 모든 이직 자들에 대해 2년 이내 재취업여부를 판정할 수 있었다. 또한 설명변수 중 ‘거주 주택의 가치’는 응답자의 자산규모를 나타내는 대리변수로 사용되고 있으며 배우자의 소득, 취업여부 등과 같은 변수들은 이 추정식이 주부 뿐만 아니라 미혼여성까지도 포괄하고 있기 때문에 추정식에서 제외시켰다.

<표 4> 여성의 이직후 2년 이내 재취업 가능성 - logit 추정결과

설명변수 추정 결과

변 수 명 평균값 회귀계수 표준편차 (P>|z|)

배우자 유무(0 : 없음 1 : 있음) 초등학교 1년 이하 자녀(1 : 있음 0 : 없음)

거주 주택의 가치(만원) 연령(세)

이직 전 직장의 근속기간(년) 교육기간(년)

전문․기술․관리직(1 : yes 0 : no) 상수항

0.525 0.394 5523.166 31.331 3.235 11.116 0.175

-0.9666801 -1.3273010 -0.0000288 -0.0082726 -0.0123056 0.0055796 0.3364606 1.7837730

0.2052400(0.000) 0.2064071(0.000) 0.0000136(0.034) 0.0128237(0.519) 0.0181989(0.499) 0.0382609(0.884) 0.2605737(0.197) 0.7399830(0.016) 표본수

LR chi² Pseudo R²

626 109.97 0.1292

주 : 주택의 가치를 제외한 모든 설명변수의 값은 이직 당시를 기준으로 하고 있으나 주택의 가치는 자료 의 한계로 인해 1998년 조사 당시의 가격기준이며 전세 또는 월세인 경우는 전세비 또는 보증금을 나타내고 있다.

추정한 결과는 <표 4>에 나타나고 있는데 배우자가 있거나 초등학교 1년 이하의 어린 자녀가 있을 때 재취업할 확률이 하락하는 것으로 나타나고 있다. 또한 거주 주택 의 가치가 높을수록 재취업 가능성이 낮아지나 ‘이직시 연령’, ‘이직전 직장의 근속기 간’, ‘교육기간’과 같은 설명변수들은 P값이 매우 높아 유의성을 지니지 못하는 것으로 추정되었다. ‘전문․기술․관리직 여부’의 경우 추정된 계수의 값은 0.3355로 이직 전 의 직장이 고임금, 고생산성 직종으로 인식되는 전문․준전문 직종이거나 관리직일 때 재취업을 할 확률이 높아지는 것으로 추정되었지만 P값이 0.197로 10%의 유의수준에 서도 가설검증을 통과하지 못하였다. 따라서 추정결과 여성의 경우 여러 인구․경제적

변수들 중 ‘배우자 유무’와 ‘초등학교 1년 이하 자녀의 여부’가 재취업 여부를 결정짓는 가장 중요한 변수로 여겨진다.

위의 추정결과를 이용하여 여성의 인구학적 특성 변화에 따라 재취업확률이 어떻게 변화하는지 의태분석simulation을 실시하였다. 먼저 ‘배우자 여부’를 기준으로 배우자가 있을 경우에는 재취업확률이 0.4891로 이직 여성의 절반 정도만 재취업을 하나 배우자 가 없을 때에는 그 확률이 0.7157로 크게 높아진다. 이러한 현상은 ‘초등학교 1년 이하 의 자녀여부’도 마찬가지로 ‘있을 경우’에는 재취업확률이 0.4042에 불과하나 ‘없을 경 우’에는 확률이 0.7189로 높아지고 있다. 연령이 재취업에 미치는 영향은 (-)로 연령의 증가에 따라 재취업확률은 단조적으로 하락하는 형태를 보이게 된다.

¹³⁾

그러나 연령효 과에 ‘배우자 유무’ 및 ‘초등학교 1년 미만 자녀 유무’가 재취업확률에 미치는 영향을 동시에 감안하면 재취업확률은 연령에 따라 U자형태를 나타낸다. 이러한 점은 <표 5>에 나타나 있다. <표 5>에서 25세 여성의 경우 “1 : 배우자와 초등학교 1년 이하 자녀” 모두가 있으면 재취업확률이 0.311이나 “2 : 배우자”만 있으며 확률이 0.630으로 뛰고 “3 : 무배우자, 무자녀”는 0.817로 상승한다. 이러한 재취업확률은 연령의 증가에 따라 전반적으로 감소하는데 25세 이후 결혼율이 높아지고 25-35세의 연령층에서 초 등학교 1년 이하의 자녀를 가진 어머니의 비중이 가장 많다는 점을 고려하면 전체적인 여성의 재취업률은 연령의 변화와 함께 U자형태를 보이게 될 것이다.

<표 5> 연령에 따른 여성 재취업확률의 변화

분 류

연 령

25세 30세 35세 표본 평균연령

(31.3세) 1

2 3

0.311 0.630 0.817

0.302 0.620 0.811

0.294 0.611 0.805

0.300 0.618 0.809 주 : 분류에서 ‘1’은 배우자가 있고 초등학교 1년 이하의 아동도 있는 경우이며, ‘2’는 배우자는 있으나

초등학교 1년 이하의 아동은 없는 경우, 그리고 ‘3’은 배우자와 아동 모두 없는 경우이다.

13) 또한, 0.519에 달하는 높은 P값이 보여 주듯이 연령이 재취업확률에 영향을 미치지 못한다면 재취 업확률은 연령과 상관없이 결정되게 된다.

이상과 같은 추정 및 의태분석의 결과는 아직도 우리나라에서 여성의 경력단절은 상당히 심각한 수준이며 특히 결혼과 육아가 경력단절의 중요한 원인이 되고 있다는 점을 다시 한 번 확인하고 있다. 여성의 경력단절을 완화한다는 측면에서 여성 근로자 에 대한 보육지원, 모성보호비용의 사회화, 결혼과 출산 등에 대한 부당노동행위의 제 재와 같은 노력은 중요한 의미를 지닌다. 그러나 이러한 노력이 여성근로자에 대한 기 업의 부담을 증대시켜 채용, 승진, 보직, 훈련 등에서의 여성 성차별을 유지하거나 강화 시키는 역효과를 발생하여서는 않될 것이다. 기업은 근본적으로 최소의 비용으로 최대 의 이윤을 창출하려는 효율성 지향의 유기체이며 기업의 성차별을 남존여비사상이나 남성우월주의의 유산으로만 이해하는 것은 오류이다. 여성 경력단절의 완화를 위한 노력과 여성 근로자의 고용에 따른 기업의 부담을 감소시키고 기업내부노동시장에서 의 차별 완화를 위한 노력이 균형적으로 이루어져야 하며 균형적인 정책의 개발을 위 한 기초적인 연구의 일환으로 다음 장에서는 기업내 성차별의 여부와 그 규모를 파악 하도록 한다.

Ⅲ. 기업의 성차별과 임금

1. 노동시장에서의 성차별

한국 여성의 사회․경제적 지위는 비슷한 수준에 있는 다른 국가들에 비해서도 크 게 낮으며 이러한 주요한 원인의 하나로 뿌리깊은 남존여비사상 등 성차별을 들 수 있다. 한국노동패널조사에 따르면 여성 구직자들 중 ‘성차별로 인해 취업이 어렵다’라 고 대답한 응답자는 1998년 1차 조사시 48.3%, 1999년 2차 조사시 44.7%로 나타나고 있어 절반에 가까운 여성 구직자들이 구직활동에서의 성차별을 호소하고 있다.

¹⁴⁾

절반 에 가까운 응답자가 성차별을 호소하는 것 자체가 한국 사회에 만연해 있는 성차별을

14) 한국노동패널조사는 ‘여성이기 때문에 취업이 어렵다’는 문항에 대해 ① 매우 그렇다, ② 대체로 그런 편이다, ③ 그렇지 않은 편이다, ④ 전혀 그렇지 않다의 4점 스케일 응답을 하도록 되어 있으며 여기에서 성차별을 느낀다고 생각하는 응답자의 비중은 ①과 ②를 선택한 경우이다.

나타내고 있지만 기업체의 채용관행에 대한 조사결과는 더욱 심각한 성차별이 실제로 만연하고 있음을 보이고 있다.

¹⁵⁾

1999년말에 실시한 사업장 조사

¹⁶⁾

의 결과 신규채용시 응답 사업체의 과반수 이상인 51.2%가 성별 제한을 두고 있었다. 성별 제한을 둔 사업체의 대부분은 남성만 채용하 기를 희망하고 여성만을 채용하는 사업체는 전체의 10.3%에 불과하였다(<표 6> 참 조). 직종별로는 “현장관리․감독”(86.4%), “기술영업(sales engineer)”(67.7%), “건 설․토목”(65.4%), “영업․판매”(45.0%)와 관리직 등 기업내 지위가 높거나 또는 전문 성 및 대인 관계가 중요시되는 분야에서 남성만을 선호하는 경향이 높게 나타났다. 성별제

<표 6> 성별제한 - 가장 채용 희망 직종 기준

(단위 : %)

직 종 상관없음 남성만

채용

여성만 채용 관리직

총무․재무․일반사무관리직 영업․판매관리직

기술관리직

50.0 45.8 36.1

38.9 50.0 63.9

11.1 4.2 0.0

사무직

기획․홍보․편집 총무․인사노무․교육 재무․경리․회계 일반사무․접수․비서

71.0 52.2 29.8 51.7

22.6 26.1 10.5 13.8

6.5 21.7 60.0 34.5 판매․

Service

영업․판매

음식점 등 접객Service

43.6 90.9

45.0 0.0

11.4 9.1 전문기술직

연구개발․설계․생산기술 등 기술직 Programmer 등 Software 기술직 Sales Engineer

52.3 84.6 32.3

44.5 14.7 67.7

3.1 0.7 0.0 기능․

단순노무직

현장관리․감독 제조현장작업 건설․토목작업

운전․수위․청소 등 단순노무

13.6 42.6 34.6 40.2

86.4 49.2 65.4 53.7

0.0 8.2 0.0 6.1

기 타 38.7 41.3 20.0

전체 (해당 사업체 수) 48.8(534) 40.9(447) 10.3(113) 자료 : 한국노동연구원, 기업체의 채용 및 구인행태 조사 , 1999.

15) 이전의 조사결과(금재호, 1997)는 구직활동시의 성차별이 한국노동패널조사보다 낮은 것으로 조사 되었는데 이러한 조사결과의 차이는 외환위기에 따른 구직난의 결과로 채용시 성차별이 심화되었 기 때문일 가능성도 배제할 수 없다.

16) 1999년말 한국노동연구원에서는 약 1,600개의 사업장을 대상으로 인력수요, 채용방법 등에 관하여 조사를 실시하였다(금재호, 2000).

한이 미미한 직종으로 “음식점 등 접객서비스”, “프로그래머programmer 등 소프트웨어

software 기술직”, “기획․홍보․편집” 등이 있으며 “재무․경리․회계”, “일반사무․

접수․비서” 등의 사무직에서는 여성만을 채용하기를 원하는 사업체도 다수 발견되었 다. 이러한 조사결과는 구직활동시 여성의 입직을 허용하는 직장 또는 직업에만 여성 들이 지원하는 취업과정의 자기선택적self selective 과정으로 인해 성차별이 완화된 것 으로 조사결과 나타나고 있을 뿐 실제로는 아직도 성차별이 광범위하게 행해지고 있다 는 점을 시사한다.

이처럼 여성에 대한 성차별이 완화되고는 있으나 아직도 관리직, 영업․판매직, 기 능직 등을 중심으로 성차별이 광범위하게 일어나고 있으며 취업의 질에 있어서도 여성 은 대부분이 임시․일용직 등 저임금․단순근로 직종에 집중되어 있다. 특히 승진 및 보직 그리고 훈련 등에서의 성차별 관행이 기업내에서 보편적으로 행해지고 있는 것으 로 여겨지고 있다. 승진 및 보직, 훈련 등 기업내부 노동시장에서의 차별의 여부와 그 정도를 정확하게 파악하기는 매우 어렵다. 그러나 여성 임금근로자의 직위별 분포는 기업내부에서의 차별의 정도를 간접적으로 보여준다. 한국노동패널연구의 1998년도 데이터에 따르면 30인 이상의 기업체에 근무하는 여성 중 과장급 이상은 3.2%에 불과 하며 대부분이 평사원이거나 생산직 또는 용역직으로 저기능, 단순근로직에 근무하고 있다.

¹⁷⁾

대리 이상의 직위를 지닌 여성도 10.0%에 불과한데 이처럼 낮은 여성 임금근 로자의 지위는 남성 근로자 네 명중 한 명 이상이 과장 직급 이상을 지닌 것과 명확히 대비된다. 이처럼 취약한 여성의 기업내 위치는 대우패널조사(대우경제연구소, 1994) 에서도 마찬가지이며 대우패널조사의 결과와 비교할 때 그동안 과장급 이상 여성의 비중이 다소 높아지기는 했으나 절대적 수준에서 남녀의 직급, 직위 격차가 매우 심각 한 것으로 판단된다. 이러한 남녀간 직급의 차이가 인적자본, 학력, 근속년수 등 생산성 의 차이를 반영하고 있는 것인지 아니면 성차별을 반영하고 있는 것인지 또 생산성과 성차별 모두를 반영하고 있다면 그 비율은 얼마나 되는지 등의 의문이 있으나 <표 7>

을 통해서 기업내부노동시장에서 여성의 지위가 매우 열악하며 그 원인의 커다란 부분 이 성차별에 있다는 점은 부정할 수 없을 것이다.

17) 질문 내용의 성격상 생산직 종사자들의 다수가 평사원으로 대답하였을 가능성이 높다. 따라서 평사 원과 생산직을 동일 선상에서 해석하는 것이 바람직하다.

<표 7> 1998년 한국노동패널조사의 성별 직위분포 - 임금근로자, 30인 이상 사업체

(단위 : 명, %)

직명/직위 여 성 남 성

임 원 부장, 실장, 차장

과 장 대리, 계장

평 사 원 생산직, 용역직

기 타

0( 0.0) 8( 1.6) 8( 1.6) 34( 6.8) 254(51.1) 109(21.9) 84(16.9)

37( 3.3) 169(14.9) 106( 9.4) 168(14.8) 399(35.2) 167(14.7) 87( 7.7)

합 계 1,133(100.0) 497(100.0)

주 : 공장장, 소장 등은 부장으로 간주하여 임원의 비율이 실제보다 낮을 가능성이 높다. 또한 반장도 생산직에 포함시켰다. 기타에는 공무원, 교사, 간호원, 의사, 선원 등 다양한 직종이 포함되어 있으며 분류가 어려운 직위도 기타에 포함되었다.

2. 성차별과 남․녀간 임금격차

성차별은 교육받은 여성의 경제활동을 가로막아 인적자원투자의 낭비를 초래할 뿐 만 아니라 M자형 연령대별 경제활동참가율로 대표되는 여성의 고용단절 및 방대한 규모의 여성 유휴인력

¹⁸⁾

이 존재하는 주요 원인이다. 여성에 대한 성차별은 기본적으로 남녀간 임금격차로 표시되는데 <그림 2>와 같이 1990년대 중반이후 남녀간 임금격차 의 절대적 수준은 완화되고 있는 것으로 나타나고 있다. 그러나 이러한 임금격차의 완 화가 여성 생산성의 상대적 향상에 의해 이루어지고 있는 것인지 아니면 성차별의 완 화로 인한 것인지의 분석이 필요하다.

성차별에 의한 임금격차의 규모파악에 대한 연구는 오삭카(Oaxaca, 1974)에 의해 최초로 체계적으로 이루어졌으며 이후 많은 후속 연구들이 행하여졌다. 한국의 경우에 도 어수봉(1991), 배무기․조우현(1995), 박세일(1984), 박영법(1990), 이원덕․유경준 (1992) 등의 여러 연구가 있다. 오삭카(Oaxaca)의 분해decompositon방식은 임금격차

18) 여기에서 유휴인력은 실업자와 취업의사가 있는 비경제활동인구로 정의된다.

<그림 2> 성별 임금 격차와 추이

939

1049.6

1177

550. 6 628. 3

723. 7 789. 1 804. 3 1274.8 1261.9

58. 6

61. 5

62. 5

63. 1

59. 9

0 200 400 600 800 1000 1200 1400

94 95 96 97 98

천원(월)

56.0 57.0 58.0 59.0 60.0 61.0 62.0 63.0 64.0

임금의 성비(%)

남성 여성 비율

를 남녀의 생산성 차이에 의해 설명될 수 있는 부분과 그렇지 못한 설명되지 않는 부분 으로 나누고 생산성 차이로 설명되지 않는 임금격차를 성차별에 의한 임금격차로 파악 한다. 이러한 방법론은 생산성을 대표할 수 있는 변수를 어디까지로 정의하는가에 따 라 성차별적 임금격차의 규모가 달라지는 한계가 있다. 또한 생산성을 대표하는 변수 중의 하나로 생애취업기간을 들 수 있지만 생애취업기간 자체가 남녀간의 성차별을 반영할 경우가 있다. 성차별에 의해 여성의 생애취업경험이 남성보다 낮다면 오삭카 (Oaxaca)의 방법은 실제적인 성차별의 규모를 축소할 가능성이 있다.

¹⁹⁾

최근에는 동 태적 분석을 사용하여 남녀간 임금격차의 변화 추이를 살펴보고 이를 통해 성차별의 완화 또는 강화 정도를 파악하려는 노력들이 기울여지고 있다(Blau and Kahn, 1997;

Macpherson and Hirsch, 1995; Bowlus, 1997). 성차별적 임금격차의 규모를 파악하는 것은 조심스럽고 체계적인 분석을 필요로 하나 여기에서는 간략하게 오삭카(Oaxaca) 의 분해decomposition방법을 그대로 사용하여 최근의 성차별의 규모를 대략적이나마 이 해하려고 한다.

오삭카(Oaxaca)의 분해방법은 다음과 같다. 남성의 평균임금(

W

_m)과 여성의 평균

19) 오삭카(Oaxaca)의 방법에 대한 자세한 한계점은 어수봉(1991)을 참조할 수 있다. 오삭카(Oaxaca) 방법의 한계에도 불구하고 현실적 다른 대안이 적기 때문에 성별 임금격차에 관련된 대부분의 논문 들은 오삭카(Oaxaca)의 방법론을 원용하고 있다.

임금(

W

_f)은 식(Ⅲ-1)과 식(Ⅲ-2)와 같이 교육수준, 근속기간 등 임금을 설명하는 변 수들의 함수로 표시될 수 있다.

W

m = αm + βm

X

m (Ⅲ-1)

W

f = αf + βf

X

f (Ⅲ-2)

만약 남녀간 차별이 없다면 여성은 남성의 임금함수에 의해 보수를 받게 되고 이 경우 비차별적 임금(

_W

^*_f)은 다음의 식(Ⅲ-3)과 같이 나타난다.

W

^*_f = α_m + β_m

X

_f (Ⅲ-3)

이 때 남녀간의 임금격차는 다음과 같다.

W

_m - W_f = ( W_m - W^*_f) + ( W^*_f - W_f) (Ⅲ-4)

식(Ⅲ-1), 식(Ⅲ-2) 및 식(Ⅲ-3)을 식(Ⅲ-4)에 대입하면 남녀간의 임금격차는 다음의 식으로 표시된다.

W

_m- W_f = β_m( X_m- X_f) + [ (α_m- α_f) + (β_m- β_f)X_f] (Ⅲ-5)

이때 식(Ⅲ-5)의 오른쪽에서 첫번째 항(β_m( X_m- X_f))은 남녀간 인적자원 또는 인구학적 특성의 차이에서 발생하는 임금격차로 설명되어지는 부문이며 두 번째 항 (( α_m- α_f) + ( β_m- β_f) X_f)은 남녀간의 특성차이로 설명되지 않는 부문으로 성 차별에 의한 격차로 간주된다.

²⁰⁾

20) 식(Ⅲ-5)에서 명확하게 보이는 것처럼 설명되지 않는 남녀간 임금격차를 성차별에 의한 임금격차

···

···

···

···

···

성차별적 남녀간 임금격차의 규모를 파악하기 위해 사용된 데이터는 한국노동패널 연구의 1차년도 자료로 1998년 여성 임금근로자의 월평균 임금은 78만 4천원으로 남성 (130만 5천원)의 60.0% 수준이다. 성차별적 임금격차의 분석을 위해 먼저 남성과 여성 의 임금함수를 추정하여야 하는데 임금함수의 추정을 위해 여기에서는 ‘근속년수’, ‘근 속년수의 제곱’, ‘생애 취업기간’, ‘생애 취업기간의 제곱’, ‘연령’, ‘교육년수’, ‘배우자 유 무’, ‘고용형태’ 및 직종 대분류를 기준으로 한 ‘직종’ 등의 설명변수를 사용하고 있다.

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<표 8> 주요 변수들의 평균과 표준편차

변 수 여 성 남 성 전 체

월임금(만원, 세금 제외) 월임금의 로그(log)값 근속년수

근속년수의 제곱 생애 취업기간(년) 생애 취업기간의 제곱 연령

교육년수

배우자 유무(0 : 무 1 : 유) 고용형태(0 : 비정규 1 : 정규) 직종 대분류

행정․관리직 전문직 준전문직 사무직 서비스․판매직 농림․어업직 기능공 조립공 단순근로

성별(1 : 남성 2 : 여성)

78.382( 50.871) 4.211( 0.564) 3.948( 5.388) 44.598(142.650) 7.401( 7.695) 113.938(285.796) 35.235( 11.686) 11.247( 3.850) 0.543( 0.498) 0.687( 0.464) 0.003( 0.052) 0.084( 0.277) 0.151( 0.358) 0.233( 0.423) 0.205( 0.404) 0.010( 0.100) 0.036( 0.187) 0.061( 0.240) 0.209( 0.406)

130.558( 68.082) 4.750( 0.518) 7.364( 7.947) 117.358(227.301) 13.763( 10.059) 290.557(376.672) 38.278( 10.626) 12.582( 3.264) 0.763( 0.425) 0.805( 0.396) 0.014( 0.117) 0.081( 0.273) 0.137( 0.343) 0.164( 0.370) 0.057( 0.232) 0.001( 0.028) 0.173( 0.378) 0.132( 0.338) 0.227( 0.419)

111.324( 67.182) 4.552( 0.596) 6.105( 7.299) 90.531(203.331) 11.401( 9.748) 224.985(356.072) 37.155( 11.125) 12.089( 3.550) 0.682( 0.466) 0.762( 0.426) 0.010( 0.098) 0.082( 0.275) 0.142( 0.349) 0.189( 0.392) 0.112( 0.315) 0.004( 0.065) 0.123( 0.328) 0.106( 0.308) 0.221( 0.415) 1.369( 0.483) 주 : 괄호 안은 표준편차 값

로 설명하기에는 여러 가지 문제들이 발생한다(어수봉 1991). 따라서 여기에서는 이를 성차별적 임금격차로 부르기로 한다.

21) 기업의 규모도 임금결정에 중요한 변수로 여겨지고 있다. 그러나 한국노동패널데이터에서는 많은 임금근로자들이 근무하는 기업의 규모에 대해 응답하지 않았다. 따라서 설명변수에 기업규모를 포 함시킴으로서 얻어지는 이득보다 유효표본수의 감소에 따른 손실이 더욱 크다고 판단되어 설명변 수에서 기업규모를 제외시켰다.

‘근속년수’, ‘근속년수의 제곱’, ‘생애 취업기간’, ‘생애 취업기간의 제곱’ 등은 임금근 로자의 인적자본의 크기를 대표하는 변수들이며 ‘연령’과 ‘배우자 유무’는 인구학적인 특성을 대표하는 변수로 볼 수 있다. 일반적으로 연령과 생애 취업기간 사이에는 다중 공선성multicollinearity이 존재하고 있기 때문에 어느 한쪽을 추정식에서 제외하는 것이 보통이나 한국의 경우에는 임금이 연령에 의해 결정되는 성향이 높기 때문에 포함시켰 다. 직종은 직종대분류에 의거하여 가변수dummy variable의 형태로 추정식에 포함되고 있는데 단순근로를 기준값으로 하고 있다.

²²⁾

남녀 임금함수의 추정결과는 <표 9>와 같다. 설명변수들의 설명력이 상당히 높

<표 9> 임금함수의 추정결과 - OLS 추정

설명변수 여 성 남 성 전 체

근속년수 근속년수의 제곱 생애 취업기간(년) 생애 취업기간의 제곱 연령

교육년수

배우자 유무(0 : 무 1 : 유) 고용형태(0 : 비정규 1 : 정규) 직종

행정․관리직 전문직 준전문직 사무직

서비스․판매직 농림어업직 기능공 조립공

성별(1 : 남성 2 : 여성) 상수항

0.0430962(0.000) -0.0008158(0.002) 0.0122083(0.007) -0.0003258(0.003) 0.0002566(0.875) 0.0316536(0.000) 0.0356552(0.192) 0.3256305(0.000) 0.7815890(0.001) 0.4050829(0.000) 0.2358166(0.000) 0.1753209(0.000) 0.1049853(0.004) -0.2103433(0.116) -0.1091098(0.105) -0.0187512(0.727) 3.2876160(0.000)

0.0161617(0.000) -0.0001303(0.232) 0.0257253(0.000) -0.0006349(0.000) -0.0033466(0.029) 0.0405704(0.000) 0.1960928(0.000) 0.2979497(0.000) 0.6210454(0.000) 0.2572016(0.000) 0.1983047(0.000) 0.1282672(0.000) 0.0494622(0.193) 0.0815283(0.768) 0.0579607(0.023) 0.0021577(0.938) 3.6147970(0.000)

0.0240570(0.000) -0.0003600(0.000) 0.0233087(0.018) -0.0005729(0.000) -0.0019180(0.059) 0.0366856(0.000) 0.1133119(0.006) 0.3209134(0.000) 0.6530859(0.000) 0.3178762(0.000) 0.2112547(0.000) 0.1481433(0.000) 0.0679454(0.006) -0.0703415(0.517) 0.0466698(0.052) -0.0027327(0.913) -0.3410903(0.000) 3.9698060(0.000) 표본수

F-값 Adjusted R²

1,419 63.56 0.4138

2,409 116.65 0.4345

3,828 255.79 0.5309 주 : 괄호 안은 P(>|t|)값

22) 남녀의 직종별 분포는 <표 8>에 나타나 있는데 남성들이 관리직, 기능직, 조립직에 상대적으로 많이 집중되어 있는 반면, 여성은 사무직과 서비스․판매 직종에 상대적으로 많이 분포되어 있다.

아 Adjusted R

²

가 남성의 임금함수는 0.4345이며 여성은 0.4138로 나타나고 있다. 남성 의 임금함수 추정식에서 ‘근속년수의 제곱’ 및 일부 직종들을 제외하고는 추정된 계수 값이 5%수준에서 유의하며 여성의 경우에는 ‘연령’, ‘배우자 유무’ 및 일부 직종들을 제외하고 모두 1% 수준에서 통계적으로 유의하여 의미있는 추정결과를 보여주고 있다.

추정결과를 남녀간 비교하면 남성은 임금수준이 근속년수보다는 생애 취업기간에 의해 결정되는 반면 여성은 반대로 생애 취업기간보다 근속년수에 영향받는 것으로 나타나고 있다. 이러한 결과는 남성은 취업경험에 따라 인적자본의 축적이 이루어져 생산성의 증가와 임금상승으로 연결되나 여성의 경우에는 직장경험이 인적자본의 축 적으로 이어지지 못하고 있다는 점을 시사하며 이는 여성의 경력단절 및 취약한 노동 시장 지위의 증거가 된다. 교육에 대한 수익률도 남성이 0.0406인 반면 여성은 0.0317로 남성이 높다.

²³⁾

배우자 유무에 대한 회귀계수 값은 남성의 경우 0.1961로 결혼여부와 임금수준과의 상관관계가 상당히 높으나 여성은 0.0357로 그 값이 상대적으로 낮을 뿐 만 아니라 추정결과가 10% 수준에서도 유의하지 않아 결혼여부와 임금과는 사실상 관련이 없음을 보여주고 있다. 또한, 직종에 있어서도 여성은 단순근로에 종사하는 근 로자와 ‘관리직’, ‘전문직’, ‘준전문직’ 및 ‘사무직’에 종사하는 근로자와의 임금격차가 남성의 경우보다 큰 것으로 추정되고 있다. 여성의 직종간 임금격차가 남성보다 크다 는 이러한 추정결과는 여성 임금의 표준편차가 남성보다 상대적으로 크다는 사실에 의해 뒷받침된다.

위의 추정결과에 오삭카(Oaxaca)의 분해방법을 적용한 결과 남녀 임금격차의 39.73%만이 생산성의 격차로 설명되고 나머지 60.27%는 성차별적 요인에 의한 임금격 차인 것으로 추정되고 있다. 이러한 추정결과는 배무기․조우현(1995)의 결과와 거의 일치하는 것으로 지난 몇 년 동안의 성별 임금격차의 완화에도 불구하고 성차별적 임 금격차는 여전한 것으로 보인다. 보다 구체적으로 남녀간 임금격차의 18.12%는 ‘근속 년수’, ‘생애 취업기간’ 등의 인적자본의 규모 차이에 의해 설명되며 교육수준의 차이가 10.04%를 ‘연령’과 ‘배우자 유무’의 인구학적 차이가 6.1%, 고용형태의 차이가 6.55%,

23) 이러한 원인에 대해서는 여러 가지의 논의가 있으나 여성의 경우 기업의 수요가 적은 학과 또는 전공분야에 집중되어 기업에서의 생산성이 낮으며, 남성들이 집중되어 있는 학과를 졸업하더라도 남성에 비해 생산성이 낮기 때문이라는 설명이 중요하다(Brown and Corcoran, 1997).

<그림 3> 성별 임금격차의 분해decomposition

18 10 6.6

-1 6.1 60.3

-10% 0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100%

1

인적 자본 교육 고용 형태 직종 인구 학적 요인 설명 않된 요인

그리고 직종분포의 차이는 거꾸로 -1.01%를 설명하고 있다

²⁴⁾

(<그림 3> 참조).

이상의 분석결과는 정확성의 한계를 지니고 있지만 한국사회에 만연해 있는 성차별 을 다시 한번 확인하고 있다는 측면에서 의의를 찾을 수 있다. 남녀간의 임금격차는 그 원인이 밝혀진 경우 해결방안도 명료하게 제시될 수 있다. 그러나 전체 성별 임금격 차의 60%가 아직도 명확한 원인을 모르고 성차별적 요인으로 간주된다는 것은 기업의 임금결정 및 성차별 메카니즘에 대한 집중적인 고찰을 요구한다. 이를 위한 한 가지의 접근방법은 근로자의 고용에 따른 기업의 비용분석이다. 근로자가 동일한 생산성을 지니더라도 비용 차이가 발생하면 기업은 당연히 임금의 차이를 두게 될 것이다. 여성 근로자의 고용에 따라 기업이 추가적인 비용 부담하는 경우가 일반적이며 이러한 비용 은 위의 임금함수 추정식에 나타나고 있지 않다. 또 다른 한 가지는 명시되지 않는 남 녀간 생산성의 차이이다. 교육수준, 근속기간SK, 생애 취업기간GK 등의 인적자본지표 로 설명되지 않고 계량화하기도 어려운 근무태도, 인적자본투자에 대한 기대수익률 등 에서의 격차가 임금격차 및 승진, 보직, 훈련 등에서의 차별의 원인이 된다. 따라서 성 별 임금격차의 완화를 위해서는 여성의 인적자원개발과 함께 여성의 고용에 따른 기업

24) 직종차이에 의한 임금격차가 (-)로 나타나는 이유는 여성들이 판매․서비스직종에 집중되어 있는 반면, 생산직에는 남성이 집중되어 있으며 생산직의 임금수준이 판매․서비스 분야에 비해 상대적 으로 낮은 것이 반영된 것으로 여겨진다.

의 비용감소 및 여성 친화적 기업문화의 조성, 그리고 무엇보다도 성차별을 극복하려 는 여성 자신의 노력이 필요하다.

Ⅳ. 여성 노동시장의 과제

한국노동패널자료를 활용하여 분석한 여성의 경력단절과 고용불안정에 대한 분석 의 결과는 우리나라 여성 임금근로자들이 얼마나 취약한 위치에 놓여있는가를 제시한 다. 고용불안정과 경력단절은 여성의 낮은 임금과 경제적 지위의 주요 원인으로 간주 되는데 데이터의 분석은 여성의 고용불안정성이 남성에 비해 매우 심각한 수준이며 이러한 고용불안정성은 외환위기 이후 더욱 심화되었는 점을 시사한다. 직장유지율 계산한 결과 외환위기 이전 동일 직장에 2년 이상 근무할 가능성은 남성 74.5%, 여성 58.2%로 나타나고 있으나 외환위기 이후에는 그 확률이 남성 59.3%, 여성 46.2%로 감 소하여 여성 임금근로자의 반수 정도는 2년 이내에 직장을 이직하는 것으로 나타났다.

또한 직장을 이직한 후 2년 이내에 재취업할 확률을 계산한 결과 결혼 및 어린 자녀의 유무가 재취업 확률에 커다란 영향을 미치는 것으로 나타났다. 한국노동패널자료의 추정 및 의태분석의 결과는 아직도 우리나라에서 여성의 경력단절은 상당히 심각한 수준이며 특히 결혼과 육아가 경력단절의 중요한 원인이 되고 있다는 점을 다시 한 번 확인하고 있다.

또한 성차별에 관련된 자료의 분석결과도 여성에 대한 성차별이 심각한 수준을 벗 어나지 못하고 있다는 점을 보여준다. 한국노동패널조사에서 절반 정도의 여성 구직자 들이 성차별을 구직의 애로사항으로 간주하고 있으며 사업체의 신규채용시의 성별 제 한도 상당히 심각한 수준으로 나타나고 있다. 또한 기업내 여성 근로자들의 직위 분포 에서도 과장급 이상은 여성근로자의 3.2%에 불과하며 대리 이상도 10.0% 수준에 머물 고 있다. 더불어 남녀간 임금격차도 그동안 점진적으로 개선되어 왔으나 임금격차 중 성차별적 요인으로 간주되는 부분이 60%에 달해 성차별의 규모를 다시 한번 가늠하게 하여준다. 특히 취업시의 애로점으로 많은 여성들이 ‘성차별’을 들고 있는 것과 함께 신규직원 채용시 발견할 수 있는 심각한 성차별은 한국 여성노동시장의 문제점을 극명