기업근속에 대한 보상과 노동이동

(1)

연구 02 - 17

기업근속에 대한 보상과 노동이동

류 재 우 *․박 성 준 **

1)

* 국민대학교 경제학부. email: jryoo@kookmin.ac.kr

** 한국경제연구원. email: psj@keri.org

(2)

기업근속에 대한 보상과 노동이동

1판1쇄 인쇄/2002년 7월 18일 1판1쇄 발행/2002년 7월 22일

발행처․한국경제연구원 발행인․좌승희 편집인․좌승희

등록번호․제13-53

(150-756) 서울특별시 영등포구 여의도동 28-1 전경련회관 전화(대표)3771-0001 (직통)3771-0057 팩시밀리 785-0270∼1

http://www.keri.org/

한국경제연구원에서 발간한 간행물은 전국 대형서점에서 구입하실 수 있습니다.

(구입문의) 3771-0057

ISBN 89-8 031- 237- 7 값 3,00 0원

(3)

발간사 3

발 간 사

본 논문은 1980년 이후 20년간의 임금구조기본통계조사 자료 및 KLIPS 자료를 이용하여 임금구조의 변화와 노동이동과의 관련 성을 조명하였다. 우리나라의 내부노동시장이 최근 들어 약화되고 있다는 증거들이 제시되고 있는데, 이와 관련하여 본 연구에서는 임 금구조 중에서도 기업근속에 대한 보상(근속급)과 경력에 대한 보 상(경력급)의 상대적인 규모의 중․장기적인 변화양상에 주된 관심 을 두었다. 남자를 중심으로 분석한 결과 근속급은 그 상승흐름이 1980년대 후반에 꺾인 이후에 지속적으로 감소해왔으며 경력급은 이와는 대략적으로 반대의 움직임을 보이면서 1990년대 초반 이후 지속적으로 상승해온 것으로 나타난다. 이는 경제성장 및 그에 따른 기업의 성장과 함께 기업의 내부노동시장이 공고화되던 추세가 1990년대 초반경을 기점으로 반전되고 이후 기업의 인력 충원에 있 어서 외부시장에의 개방이 지속적으로 진전되어 왔다는 점을 제시 한다. 그러나 근속급 하락의 양상은 각 집단간에 차이가 있다. 예컨 대, 대졸 화이트칼라의 경우에는 근속급의 하락이 1990년대 후반에 집중되어 일어난 반면 고졸 생산직 종사자의 경우에는 그같은 하락 이 분석기간 전체에 걸쳐 착실하게 일어난 것으로 나타난다. 본 연 구에서는 산업별 자료를 사용하여 근속년수 및 경력과 관련한 임금 구조의 변화와 노동이동간의 관련성에 대해서도 분석을 하였는데, 그 결과 근속급의 규모가 이직률과는 정의 관계를 갖고 있다는 점 이 발견되었다. 이는 근속급의 증가는 노동자의 사직률에는 별로 영 향을 미치지 않으며 대신 기업의 해고유인을 증대시키는 효과를 갖

(4)

4 기업근속에 대한 보상과 노동이동

고 있음을 나타내는 것으로 해석된다. 반면 미시자료를 이용한 분석 에서는 근속급이 커질수록 노동자의 사직률이 작아지는 경향이 존 재하고 있음이 확인되었다. 이는 근래에 있어서의 우리나라에서의 근속급의 감소가 사직률(또는 이직 중에서의 사직의 비중)의 증가 로 이어져 왔을 가능성을 제시한다.

본 연구를 수행해주신 본원의 박성준 박사와 국민대 류재우 교수 께 감사를 드리고, 본 연구를 수행하는 데 헌신적으로 도와준 인치 호․김재홍 두 석사에게 고마움의 뜻을 표하고자 한다. 임금구조기 본통계조사자료의 활용과 관련하여 많은 도움을 준 한국노동연구원 의 정진호 박사에게도 감사한다. 그리고 본 연구의 원고를 체계적으 로 만들어주는 데 큰 도움을 준 이혜진씨에게도 심심한 감사를 드 린다. 끝으로 본 연구의 내용은 필자들의 개인적 견해이며 본원의 공식적 견해와 무관함을 밝혀둔다.

2002년 7월 한국경제연구원 원장 좌승희

(5)

차 례 5

차 례

제1장 서 론

/ 7

제2장 근속급의 중․장기적 변화추이

/ 15 1. 자료 / 17

2. 근속급의 중․장기적 변화 / 19

제3장 근속급의 변화와 노동이동

/ 25 1. 산업별자료를 이용한 분석 / 27 2. 패널자료를 이용한 분석 / 28 (1) 분석모형 / 28

(2) 자료 / 31 (3) 분석결과 / 34

제4장 결론 및 함의

/ 39

참고문헌

/ 43

영문초록

/ 46

(6)

표․그림 차례

<표 1> 기초통계 / 17

<표 2> 표본의 요약통계(65세 이하 비농업-민간-상용직-전일제 노동자) / 33

<표 3> 자발적 이직 결정식의 추정결과：1999년 현재 동일직장에 서 상용직에 1년 이상 재직중이던 남자 / 37

<그림 1> 남자 전체의 근속급 및 경력급의 중․장기 추이 / 20

<그림 2> 학력별 근속급의 중․장기 추이 / 21

<그림 3> 학력/직종별 근속급의 중․장기 추이 / 21

<그림 4> 학력/직종/규모별 근속급의 중․장기 추이 / 22

<그림 5> 학력/직종/규모/노조유무별 근속급의 중․장기 추이 / 23

<그림 6> 근속년수별 해저드율 / 34

<그림 7> 연령 및 경력년수별 해저드율 / 35

(7)

제1장 서 론

(8)

(9)

제1장 서 론 9

한 노동자가 동일한 기업에서 계속해서 근속하는 데 대해 보상이 존재하며 그같은 보상이 내부노동시장이 존재하게 되는 근거가 될 수 있음은 노동경제학의 영역에서 이미 오래 전에 이론적으로 제시 되었다. 먼저 Becker(1975)는 인적자본 이론의 관점에서 근속에 따 른 임금증가 현상을 설명한 바 있는데, 그에 의하면 근속의 임금효 과-즉 근속급¹⁾-는 기업특수적인 인적자본과 관련되어 있다. 즉 기 업특수적인 인적자본이 노동자에 의해 ‘휴대’될 수 없다는 특성으로 인해 기업과 노동자는 기업특수적 인적자본에 대한 투자비용을 공 동 부담하게 되며 투자수익도 나누어 갖게 되는 것이다. 이같은 투 자 및 수익의 배분은 한편으로는 노동자의 근속에 따른 임금의 보 상이라는 현상이 나타나게 하며, 다른 한편으로는 그같은 투자-수 익배분이 장기적인 고용관계를 전제로 함으로써 내부노동시장이 형 성되게 하는 요인이 된다.

노동자의 근무노력effort과 관련한 정보의 비대칭성으로부터 근속 급과 내부노동시장의 존재를 설명하는 이론들도 제시되었다. 한 예 로 Lazear(1979)는 이연보수deferred compensation가 노동자의 노력을 유도해내는 효과적인 동기유발의 보수체계가 될 수 있음을 제시하 였으며, Lazear and Rosen(1981) 및 Rosen(1986)은 기업 내부의 노동시장에서 상대적인 업적수준에 따라 승진과 보상이 주어질 경 우 근속에 따라 임금이 증가할 수 있음을 보였다. 기업근속의 존재 에 대한 이같은 이론적인 예측은 경험적으로도 확인이 되고 있다 (Topel, 1991).²⁾

1) 본고에서의 ‘근속급’은 경력을 통제한 상태에서 근속년수가 증가하는 데 따라 통계적 으로 기대되는 한계보상을 지칭하는 것으로서, 기업의 인사관리자가 정의하는 근속 급-예컨대, 급여에서의 ‘근속수당’ 항목-과는 대비되는 개념이다.

2) 반면 Altonji and Shakotko(1987), Altonji and Williams(1998) 등은 근속효과가 경 험적으로 발견되지 않거나 미약하게 존재한다는 결과를 제시하였다.

(10)

이들 경제이론은 근속에 대한 보상이 내부노동시장과 상호 순환 적인 연계고리를 갖고 있음을 제시한다. 근속급의 존재가 노동자의 투자 또는 노력을 이끌어내는 매개체가 됨으로써 내부노동시장을 강화시키는 역할을 하는 한편으로, 노동자의 그같은 투자나 노력은 내부노동시장의 존재를 전제로 하기 때문이다. 이같은 관점에서 우 리는 근속급의 규모가 내부노동시장이 얼마큼 견고하게 존재하는가 에 대한 하나의 지표가 될 수 있다는 인식을 한다.

앞의 이론들은 또한 근속급의 규모와 노동이동간의 관계에 대해 서도 직접 또는 간접적인 함의를 갖고 있다. 먼저 근속급의 존재는 노동자의 사직quit률을 낮추는 역할을 한다. 인적자본 이론의 관점에 서는 사직은 기업특수적인 인적자본과 관련하여 발생하는 미래의 임금증가분의 상실을 의미하게 되며, 따라서 사직유인이 낮아지게 된다. 이는 이연보수나 토너먼트 이론에서도 마찬가지이다. 반면 근 속급은 기업측의 해고유인에 정의 영향을 미침으로써 노동이동을 증가시킬 수도 있다. 이에 관해서는 각 이론들은 약간 다른 함의를 내포한다. 인적자본 이론의 관점에서는 기업도 기업특수적 훈련으 로부터 나오는 지대를 분점하므로 근속급의 증가가 반드시 해고유 인을 증대시키지는 않는다. 다만 (퇴직금 누적분을 포함하는) 근속 급이 노조 등의 제도적인 요인에 의해 생산성 상승보다 가파르게 설정된 경우에는 근속급 규모의 증가는 해고의 증가와 관련될 수도 있다. 이연보수 이론에서는 근속급이 커질수록 기업의 해고유인은 커지게 되는데, 이같은 기업의 기회주의에 대해서는 ‘평판’이 노동자 를 보호하는 하나의 장치로 제시되고 있다. 그러나 우리나라처럼 기 업의 생성․소멸이 활발한 상황에서는 이같은 평판은 제한적인 역 할만을 할 가능성이 있다. 토너먼트 이론의 경우 기업의 해고유인에 대해 직접적인 함의를 제시하고 있지는 않다. 다만 승진탈락자 퇴출

(11)

제1장 서 론 11

제up-or-out system의 경우에는 근속년수 증가에 따라 해고 또는 이 탈률의 증가를 예상해볼 수 있을 것이다.

근속급의 구조와 노동이동 또는 근속년수와의 관련성에 관한 연 구의 예로는 Bartel and Borjas(1981)가 있는데, 이들은 한 직무에 있어서의 임금 프로파일의 기울기와 근속년수간에 양의 상관관계가 존재한다는 사실을 발견하였다. 또한 Topel and Ward(1992)는 현 재의 임금수준을 통제할 경우 임금 증가속도가 빠른 직장에서의 사 직률이 낮다는 점을 발견하였다. 그런데 시장균형에서는 임금증가 율과 관계없이 상이한 직무들의 가치가 동일할 것이므로, 일자리 합 치job matching이론에 의할 경우 이직worker-firm separation은 임금수 준에만 의존할 뿐 임금증가율과는 무관할 것인 바, 이들 결과는 근 속급과 이직률간의 관계에 대한 이론적 예측과 일견 배치되는 것처 럼 보인다. 그러나 이에 대해서는 두 직장의 시작시점에서의 생애가 치가 동일할지라도, 일단 근속을 시작한 이후에는 시간이 지날수록 근속급이 큰 직장의 가치가 상대적으로 더 커지게 되고 그 결과 근 속급이 큰 직장에서의 사직률이 낮아진다는 점으로 설명이 가능하 다(Munasinghe, 2000).

이상의 논의는 근속급의 규모가 내부노동시장 및 노동이동과 중 요한 관련을 갖고 있음을 보여준다. 보다 구체적으로, 그것은 ‘근속 급이 커질수록 내부노동시장이 강화되고 사직률은 낮아진다’는 점 을 제시한다. 이와 같은 관점에서, 본 연구에서 검정하고자 하는 가 설은 다음과 같다. 즉 우리나라에서는 근래에 근속급이 낮아지고 있 는 바, 그것은 우리의 내부노동시장이 약화되고 있다는 점을 반영하 며, 사직률(비중)의 증가와도 관련이 있다는 것이다. 이같은 가설에 대한 검정은 두 단계로 이루어진다. 첫 번째 단계에서는 실제로 우 리나라의 근속급이 과거에 중장기적으로 하락해왔는가를 검정하는

(12)

것이고, 둘째 단계에서는 그같이 근속급이 하락해왔다면 그것이 실 제로 노동이동과 관련이 있는가를 검정하는 것이다.

첫 번째 단계에서 내부노동시장이 약화되어 왔는지를 검정함에 있어서는 근속급의 변화를 분석하고자 하는데,³⁾ 이와 관련하여서는 류재우(2001)가 이미 비슷한 방법으로 근속급의 변화로부터 내부노 동시장의 변화를 추론한 적이 있다. 그의 연구는 한국노동패널 (KLIPS) 자료를 이용한 분석에서 1998년도 이후 우리나라 남자의 근속급이 급속히 줄고 있다는 사실을 보고하고, 그것이 내부노동시 장의 약화와 관련이 있을 가능성과 그같은 변화가 중장기적인 추세 선상에서 일어나고 있을 가능성을 제기한 것이었다. 그러나 그의 분 석은 기본적으로 짧은 기간에 한정되어 있는 바, 아직까지 중장기적 인 자료에 대한 계량분석을 통해 근속급의 추세적인 변화에 대해 분석을 하고 이를 내부노동시장의 중장기적인 변화와 연관시키는 연구는 거의 없는 실정이다. 정이환․전병유(2001)가 본고에서 사용 한 자료와 동일한 임금구조기본통계조사 의 1989, 1993, 1996, 1999년 자료를 이용하여 근속급의 변화를 분석하고 있기는 하다.

그러나 그들의 연구는 원자료의 10% 표본을 사용하였다는 점과 무 관하지 않은 것으로 보이는 표본 변이sampling variation의 문제로 인 해 근속급의 중장기적인 하락 현상을 포착하지 못하고 있으며, 단지 1996년 이후 대기업에서의 근속급의 하락에만 주목하고 있다.

한편 두 번째 단계에서의 분석에서 조명하고자 하는 우리나라의 이직 또는 노동이동 행태에 대해서는 그간 다양한 측면에서 분석이 행해져 왔다(예컨대, 어수봉, 1992; 조우현, 1994; 송기호, 1996; 조 준모․금재호, 1998). 그러나 본 연구에서 관심을 갖고 있는 바인

3) 내부노동시장의 변화는 근속년수의 변화를 통해서도 분석해볼 수가 있는데, 이는 후 속 연구에서 다루기로 한다.

(13)

제1장 서 론 13

근속급과 노동이동간의 관련성에 대해서는 아직까지 연구결과가 제 시되어 있지 않다.

본 논문에서는 근속급의 중장기적인 변화양상을 분석을 위해서는 1980년부터 2000년까지의 21년간의 연도별 임금구조기본통계자 료 를 이용한다. 그같은 분석에서 우리는 근속급이 1980년대 후반 이후 추세적으로 하락하여온 현상을 제시하고 내부노동시장의 약화 가 이미 1980년대 말 또는 1990년대 초부터 진행되어왔을 가능성을 확인한다. 이같은 근속급의 하락 또는 내부노동시장의 약화가 노동 자의 사직률의(비중의) 증가로 이어져왔을 가능성에 대해서는 산업 별 이직률 자료와 KLIPS 자료를 이용하여 검토한다.

본고는 다음과 같이 구성되어 있다. 다음 장에서는 임금구조 자 료를 이용하여 과거 21년간의 근속급의 추세적 변화를 분석한다. 제 3장에서는 산업별 이직률 자료와 미시자료를 이용하여 근속급의 변 화와 노동이동간의 관련성을 분석한다. 마지막 장에서는 경험분석 결과를 요약하고 시사점에 대해 논의한다.

(14)

(15)

1. 자료 ··· 17 2. 근속급의 중․장기적 변화 ··· 19

제2장 근속급의 중․장기적 변화추이

(16)

(17)

제2장 근속급의 중․장기적 변화추이 17

1. 자료

본 연구는 근속급의 중장기적인 변화를 분석하기 위해 ｢임금구조 기본통계조사｣의 1980년부터 2000년까지 21년간에 걸친 원자료의 10% 표본 자료를 사용하였다. 본 연구는 경제발전에 따라 필연적으 로 나타나는 농업-비농업간의 취업분포 및 남녀간의 취업 구성에 있 어서의 변화효과를 제거한 후에도 존재하는 근속급의 변화에 관심을 가지며, 따라서 분석의 초점을 비농가-남자 집단에 두고자 한다.

<표 1> 요약통계 및 추이

평균값(년) 표본분포(%)

표본수

나이 근속

년수 교육

년수 경력년수 300인

이상 노조

가입 생산직 사무관리

1980 32.08 3.35 10.89 11.84 41.62 - 57.94 37.22 22304 1981 32.53 3.66 10.94 11.92 40.66 - 58.25 36.51 21069 1982 32.72 3.81 11.15 11.76 41.56 - 55.4 38.57 30830 1983 33.10 4.11 11.34 11.65 38.74 - 53.16 41.17 32538 1984 32.92 4.11 11.39 11.42 39.14 - 53.84 40.45 32708 1985 33.42 4.38 11.45 11.59 37.26 - 54.4 40.32 33124 1986 33.90 4.72 11.55 11.64 35.98 - 54.32 40.46 34233 1987 33.79 4.76 11.68 11.35 35.95 32.03 55.71 39.37 34218 1988 33.64 4.49 11.87 11.28 37.78 46.41 54 40.59 33534 1989 34.30 4.70 11.95 11.65 35.15 52.40 52.79 41.63 39308 1990 34.48 5.11 12.06 11.31 35.56 52.92 51.75 42.51 29621 1991 34.87 5.38 12.21 11.28 35.32 52.30 48.72 44.9 28171 1992 35.14 5.79 12.41 10.95 34.88 50.71 43.79 49.41 25704

(18)

<표 1> 계속

평균값(년) 표본분포(%)

표본수

나이 근속

년수 교육

년수 경력년수 300인

이상 노조

가입 생산직 사무관리

1993 35.62 5.84 12.37 11.42 32.55 51.88 49.8 48.15 29898 1994 35.84 5.94 12.34 11.56 30.4 50.94 50.61 47.5 29134 1995 36.12 6.55 12.55 11.02 31.55 51.43 48.32 49.43 27382 1996 35.92 5.98 12.71 11.23 31.46 44.50 47.08 50.49 28429 1997 36.26 6.30 12.82 11.14 29.27 44.07 45.6 52.45 27283 1998 36.84 6.86 12.99 10.98 30.61 45.77 43.11 55.09 25904 1999 37.06 6.68 13.00 11.37 27.65 42.71 43.52 53.84 32104 2000 37.17 6.58 12.97 11.62 39.36 37.14 40.49 56.25 32916

전체 35.02 5.45 12.19 11.38 - - - - 630412

주：1) 경력년수 = 나이-(교육년수+6)

2) 교육년수：국졸은 6, 중졸은 9, 고졸은 12, 전문대졸은 14, 대졸 이상은 16년으로 계산 함.

아울러 노동자간의 고용계약상의 이질성 및 그같은 서로 다른 노 동계약간의 구성의 변화에 의한 효과를 가급적 줄이기 위해 상용직 이외의 노동자와 주당 노동시간(정상근로+초과근로)이 35시간 미만 인 노동자, 그리고 65세를 초과하는 노동자들도 표본에서 제외하였 다. 다시 말해, 본 연구에서 주요한 분석의 대상이 되는 것은 민간- 비농업 부문에 종사하는 15∼65세의 임금근로자로서 상용직의 고용 형태로 일을 하는 남자 집단이 된다. 이 장에서 사용된 표본의 기초 통계와 연도별 추이는 <표 1>에 제시되어 있다.

(19)

2. 근속급의 중․장기적 변화

본 연구에서 근속급의 중장기적 변화추이를 분석하는 데 있어서 는 통상적으로 사용되는 다음과 같은 단순한 임금결정 추정식을 사 용하였다.

ln w i= β1Ti+ β2T²i+ β3Xi+β4X²i+ Ziγ + ηi. (1) 여기서 종속변수w_i는 시간당 임금의 자연대수이며, 연간특별급 여를 12로 나눈 것을 월평균 급여에 더한 다음 주당 정상 근로시간 으로 나누고 자연대수를 취하여 얻은 값이다. 설명변수로는 임금함 수에 통상적으로 포함되는 인적속성변수들(Z)이 포함되었는데, 학 력, 노조 가입여부, 기업규모, 직종(대분류) 등, 산업(대분류) 등이 범주변수의 형태로 포함되었다. 또한 근속년수(T)와 경력년수(X)는 각각의 2차항까지를 설명변수에 포함시켰다. 그 이상의 고차항은 추정결과가 유의하지 않았기 때문이다.

<그림 1>은 1980년부터 2000년까지의 각 연도별 자료를 식 (1) 에 대입하여 추정한 근속급의 추정치의 추이를 보여준다. 그림에서 보다시피 남자 전체를 살펴보면 근속급의 크기는 1980년대 후반에 는 7.5%에 달하였으나 적어도 1980년대 후반부터 지속적으로 감소 하기 시작하여 1990년대 후반에는 5%대까지 떨어지고 있다.⁴⁾⁵⁾ 반 면 경력급은 대략적으로 1990년대 초부터 미미하나마 상승하여

4) 뒤에서의 분석에서도 2000년도에 근속급이 급증하는 것으로 나타나는데 이는 여기서 사용된 자료가 10% 표본이라는 점에서 기인하는 표본 변이sampling variation에 의한 것일 가능성이 있다.

5) 1980년대 후반부터 1990년대 후반까지의 근속급의 추이를 통계적으로 검정한 결과 5%수준에서 유의하게 나타나고 있다.

(20)

1990년대 중반에는 1.6%대에서 움직이다가 1990년대 후반 들어 크 게 상승하여 1999년에는 2.7%대에 이르고 있다.⁶⁾ 이러한 현상은 이 미 1980년대 후반 또는 늦어도 1990년대 초부터 그동안 공고하게 유지되던 내부노동시장이 크게 약화되고 있을 가능성을 제시한다고 하겠다.

<그림 1> 남자 전체의 근속급 및 경력급의 중․장기 추이

전체(남)

1.00%

2.00%

3.00%

4.00%

5.00%

6.00%

7.00%

8.00%

9.00%

80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00 year

근속급 경력급

이제 좀더 세분하여 몇 가지 기준으로 나뉘어진 집단별 근속급의 추이를 살펴보자. <그림 2>에는 학력별로 근속급의 추이가 나타나 있는데, 고졸자의 근속급은 1980년대 후반에는 8%대에 달하였으나 이후 꾸준히 감소하는 추세를 보여 1990년대 후반에는 6%대에 머무 르고 있다. 반면 대졸자의 근속급은 1980년대 초에는 5%에 불과하 였으나 대학 졸업정원제로 인해 1980년대 말 노동시장에서의 대졸 신규참여자의 수급 불균형에 따른 대졸 초임의 임금하락으로 상대적 으로 근속급이 올라 1990년대 초에 7.8%까지 상승추이를 보이다가 1990년대 중반 이후 집중적으로 떨어져 1990년대 후반에는 5.8% 가 까이 떨어졌다. 경력급은 1990년대 근속급의 상승으로 상대적으로

6) 경력급의 추이도 통계적으로 검정한 결과 10%수준에서 유의하게 나타났다.

(21)

낮아 약 2%수준에 머물다가 1990년대 말 3%대로 상승하였다.

(22)

<그림 2> 학력별 근속급의 중․장기 추이

1.00%

2.00%

3.00%

4.00%

5.00%

6.00%

7.00%

8.00%

9.00%

10. 00%

80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00 year

근속급(고졸) 근속급(대졸) 경력급(고졸) 경력급(대졸)

보다 구체적으로 들어가 학력과 직종을 결합하여 살펴보자. <그 림 3>은 고졸 생산직과 대졸 사무관리직⁷⁾의 근속급의 중․장기 추 이를 보여주고 있는데, 그 변화의 양상은 <그림 2>의 학력별 추이 와 매우 비슷하다. 즉 고졸생산직은 1980년대 후반 이후 감소하는 추이를 보이고 대졸 사무관리직은 1990년대 초까지 상승하다가 1990년대 중반 이후 감소추이가 집중적으로 나타나고 있는 것이다.

<그림 3> 학력/직종별 근속급의 중․장기 추이

전체(남)

1.00%

3.00%

5.00%

7.00%

9.00%

11. 00%

13. 00%

80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00 year

근속 급(대졸사 무관리 ) 근속 급(고졸생 산직) 경력 급(대졸사 무관리 ) 경력 급(고졸생 산직)

7) 본 표본에서 대졸출신 약 95% 이상이 사무관리직에 종사하는 것으로 나타나고 있다.

(23)

다음으로 대기업에 상대적으로 내부노동시장이 잘 발달되었다는 인식이 일반적인데 실제 그러한지를 살피기 위해 300인 이상의 대 기업에 국한시켜 고졸 생산직과 대졸 사무관리직의 근속급의 추이 를 살펴보았다. 고졸 생산직은 이미 앞에서 본 바와 같이 1980년대 말 10%대에서 꾸준히 감소하여 1990년대 말에는 7%수준으로 감소 한 반면 대졸 사무직은 여전히 1990년대 중반에 8%까지 꾸준히 증 가하다 그 이후 감소하여 7%대에 이르고 있다. 이는 등락의 규모의 차이가 있을 뿐 이미 앞서 본 결과와 대동소이한 추이를 보이고 있 다고 볼 수 있다. 따라서 대기업에서조차도 이미 내부노동시장의 약 화는 1990년대 초부터 진행되었다고 볼 수 있다.

<그림 4> 학력/직종/규모별 근속급의 중․장기 추이

전체(남, 300인 이상)

0.00%

2.00%

4.00%

6.00%

8.00%

10. 00%

12. 00%

14. 00%

16. 00%

80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00 year

근속 급(대졸사 무관리 ) 근속 급(고졸생 산직) 경력 급(대졸사 무관리 ) 경력 급(고졸생 산직)

또한 300인 이상 노조가 있는 대기업의 고졸 생산직과 대졸 사무 관리직의 근속급 추이를 살펴보더라도 전반적인 추세는 노조를 고 려하지 않은 경우와 별 차이가 없는 양상을 띠고 있어 노조의 내부 노동시장 변화에 별 영향을 끼치지 못하는 것으로 나타나고 있다 (<그림 5> 참조).

(24)

<그림 5> 학력/직종/규모/노조유무별 근속급의 중․장기 추이

전체(남, 300인 이상, 노 조가입)

0.00%

2.00%

4.00%

6.00%

8.00%

10. 00%

12. 00%

87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00

근속급(대졸사무관리) 근속급(고졸생산직) year 경력급(대졸사무관리) 경력급(고졸생산직)

본 연구에서는 근속기간 1년 미만 대비 근속기간 5년, 10년 및 15 년의 임금으로 표시한 근속급의 추이도 살펴보았으나 위와 별다른 차이가 존재하지 않았다. 또한 1980년대 이후의_R²값도 추정하였 는데 통계적으로 유의하게 감소하는 것으로 나타나고 있어 이는 근 속을 포함하여 본 연구에서 사용한 관찰되고 있는 변수들로 설명할 수 있는 임금부분이 점차 감소하고 있다는 의미로 해석되어진다. 즉 관찰되지 않는 그러나 기업에서는 알 수 있는 타 요인이 임금 결정에 큰 영향을 미친다고 볼 수 있는데 이는 점차 확산되어 가고 있는 연 봉제, 집단보상제 등의 실시와 무관하지 않다고 볼 수 있다.

이상의 분석을 통하여 우리나라의 근속급이 1980년대 후반 이후 추세적으로 하락하여 왔으며 이는 우리나라의 내부노동시장이 1980 년대 후반 이후에(대졸자의 경우는 1990년대 중반 이후에) 약화되 기 시작하였다는 점을 가리키는 것으로 해석할 수 있겠다.

(25)

(26)

1. 산업별자료를 이용한 분석 ··· 27 2. 패널자료를 이용한 분석 ··· 28

제3장 근속급의 변화와 노동이동

(27)

(28)

제3장 근속급의 변화와 노동이동 27

1. 산업별자료를 이용한 분석

앞 장에서는 우리나라에서 근속급이 근래에 지속적으로 감소하여 왔다는 점을 보았다. 근속급의 변화는 노동자의 숙련 중에서 차지하 는 기업특수적 인적자본의 비중의 변화, 노동감독 기술monitoring technology의 변화, 노동조합과 정부 등의 조직의 세력관계 또는 제 도의 변화, 기업 수요의 변동성 증대 또는 경쟁의 심화와 같은 기업 환경의 변화 등에 의해 유발될 수 있다. 기업근속에 대한 보상구조 의 변화는 당연히 고용주의 해고 인센티브와 노동자의 사직 인센티 브에 영향을 미치게 된다. 여건 불변에서 근속에 대한 보상이 감소 하면 노동자 입장에서는 당연히 장기 근속할 유인이 없어지고 보다 임금이 높은 직장을 찾아 자발적인 사직을 할 유인이 늘게 된다. 반 면 기업의 입장에서는 장기 근속에 따른 임금 부담의 요인이 줄어 들어 장기 근속자를 해고 또는 퇴직시킬 유인이 줄어드는 효과가 나타날 수 있다.

본 장에서는 근속급이 노동이동에 미치는 효과를 두 가지 측면에 서 분석한다. 다음 절에서는 미시자료를 이용한 분석을 하는데 그에 앞서 본 절에서는 산업별자료를 이용하여 총량수준의 분석을 한다.

이를 위해 앞에서의 임금구조 자료로부터 근속계수, 경력계수, 각 산업별 특성자료를 구한 다음 ｢매월노동통계조사｣에 나타나 있는 연평균 이직률 자료와 병합하였다. 매월노동통계자료는 1998년까지 는 10인 이상 사업체를 중심으로 그 이후에는 5인 이상 사업체를 대상으로 한 서베이 자료인데 본 절에서 이용하는 것은 1980년 이 후의 이직률 자료와 1987년부터 이직률과는 별도로 보고되고 있는 해고․퇴직률 자료이다. 또한 ｢매월노동통계조사｣에는 사직률이 나 타나지 않으나 ｢노동력유동실태조사｣에는 사직자 수가 나타나 이를

(29)

사용하여 사직률을 구하였다.⁸⁾

본 연구에서는 이같은 산업별 자료를 사용하여 근속급이 이직률, 해고․퇴직률 및 사직률에 미치는 영향을 회귀 분석하였다. 그 결과 이직률 및 해고․퇴직률과 근속계수간에는 비록 유의하지 않지만 정(+)의 관계가 나타나고 사직률 또한 유의하지는 않지만 마이너스 (-)의 관계가 나타나고 있다. 비록 통계적으로 유의하지는 않으나, 근속급이 사직률에 미치는 영향은 해고․퇴직률에 미치는 영향에 비해 상대적으로 매우 미미하게 나타나고 있어⁹⁾ 산업수준에서의 근 속급의 증가는 노동자의 사직률보다는 기업의 해고유인에 보다 큰 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있지 않을까 사료된다.

2. 패널자료를 이용한 분석

(1) 분석모형

이 절에서는 KLIPS 패널자료를 이용하여 노동자의 근속급의 크 기가 이직확률에 미치는 효과를 분석한다. 보다 구체적으로, 이 분 석에서는 각 개인마다 추가적인 기업근속에 대해 서로 다른 임금상 승률을 갖고 있다는 전제하에 그같은 상이한 근속급이 노동자들의 이직 또는 사직성향에 이론적인 예측처럼 실제로 음의 효과를 갖고 있는지를 검증한다. 이같은 분석에서의 난점은 개인별 근속급을 추 정하는 일인 바, 본 연구에서 사용한 방법은 다음과 같다.

8) ｢노동력유동실태조사｣ 자료는 1982년부터 매년 상하반기로 출간되었다가 1998년에 중단되었다. 이 자료도 기본적으로 ｢매월노동통계조사｣ 자료와 마찬가지로 10인 이 상 사업장을 대상으로 조사되어 있다.

9) 사직률의 근속계수에 대한 계수값은 -0.009이고 해고퇴직률은 0.135이다.

(30)

우선 KLIPS 자료를 이용하여 다양한 집단에 대해 임금함수를 추 정할 때에 근속년수의 계수는 1차항까지 그리고 경력변수의 계수는 2차항까지 유의하게 나타난다는 점을 감안하여 앞의 식 (1)과 비슷 한 다음과 같은 임금함수를 상정하자.

ln w _ijt= β₁T_ijt+ β₂X_it+β₃X²_it+ Z _iγ + η_ijt. (2) 여기서 _w_ijt는 기업 _j에서 _T년째 근속해온 개인 _i가 시점 _t에 받는 (시간당) 임금이며, Z는 개인의 속성을 나타내는 벡터, _X는 노동시장 경력년수이다. 개인들의 임금에 영향을 미치지만 관찰되 지 않는 이질성unobserved heterogeneity (η)은 개인효과_(δ)와 일자리 합치효과job-match effect (θ), 그리고 측정오차 및 개인간에 불균등 하게 분포되는 생산성 충격idiosyncratic productivity shock ( ε)으로 분 해된다.

η_ijt= δ_i+θ_ij+ε _ijt. (3) 여기서 ε은 다른 관측되지 않은 특성들과 통계적으로 독립인 것 으로 가정한다.

즉 개인별로 상이한 근속급을 갖는다는 것은 식 (2)에서 근속년 수(T)의 계수가 β_i로 표기된다는 것, 따라서 식 (2)의 추정에는 임 의적인 모수incidental parameter 추정의 문제가 개재된다는 것을 의미 한다. 이에 대해서 본 연구가 취한 접근법은 다음과 같다.

우선 근속의 계수가 식 (2)에서와 동일하게 개인간에 동일하다고 상정한 다음 Topel(1991)의 2단계 추정법에 기초하여 패널자료를 이용하여 근속급을 추정한다. 이 추정법은 기본적으로 한 직장에 근

(31)

무하는 사람이 동일직장에서 1년 더 근속할 때 증가되는 임금에 관 한 정보를 이용하는 것이다. 여기서의 분석대상은 동일직장 내에서 연속해서 근속하는 자에게 한정되어 있으므로 ΔT = ΔX = 1과

ΔX²= X²- (X - 1 )²의 관계가 성립하는데, 이를 이용하여 (2)식을 차분하면 1단계 추정의 기초가 되는 다음의 식이 얻어진다.

ln w_ijt- ln w_{ijt - 1}= β₁+ β₂+β₃ΔX²_i+ε_ijt-ε_{ijt - 1}. (4) 교란항(_ε)이 설명변수들 및 관찰되지 않는 특성들과 통계적으로 독립이라는 가정하에서는 식 (4)는 β₁+ β₂ (및 β₃)에 대한 일치추 정치consistent estimate B (및 β₃)를 제공한다.

이제 현재의 직장에 들어올 당시의 경력년수를 X₀라고 쓰면,

X =X₀+ T의 관계가 성립하므로, (2)식은 다음과 같은 2단계 추정 식으로 변형될 수 있다.

ln w _ij-T_iB - β₃X²_i= β₂X_0i+ Z_iγ + e_ij. (5) 여기서 e = η + T⋅ (β₁+ β₂- B)이다. 근속급에 대한 일치추정치 는 (5)로부터 얻은 경력급 추정치( β₂)를 B로부터 뺌으로써 구할 수 있다.¹⁰⁾ 본 연구에서는 여기에서 나아가 개인의 이질적인 특성

10) 이렇게 구한 근속급의 추정치는 X₀와 e가 상호 독립이라는 가정하에서 일치추정치 이다. 그러나 노동시장에서의 일자리 합치가 현직장에서 근속년수가 증가함에 따라 기대되는 임금의 상승보다 높은 임금의 증가를 외부에서 제의받은 노동자들은 사직 을 하고 그렇지 않은 노동자만 잔류를 하는 방식으로 이루어질 수가 있는데, 이같은 효과가 큰 경우에는 여기서의 2단계 추정에 의한 추정치는 진정한 근속급을 과소추 정한 것이 된다(Topel, 1991). 반대로 이같은 추정법이 노동자간의 이질성을 완전 히 통제하지 못할 경우 상향편의를 가질 수 있다(Altonji and Williams, 1997). 본 연구에서는 주된 분석대상이 비농업 전일제 남자 노동자로 한정된 위에 세분화된 집단들에 대해 근속급을 추정하였으므로 이질성이 상대적으로 많이 통제되었으며,

(32)

이 반영된 _β₁_{+ (ε}_ijt_{- ε}_{ijt - 1}₎의 추정치를 개인별 근속급의 추정치

β1i로 간주하고, 이를 식(4)를 역산하는 방식으로 추정한다. 즉 개 인별 근속급은

_β_1i_{= (ln w}_ijt_{- ln w}_{ijt - 1}_{)- β}₂_{- β}₃_ΔX²_i (6) 로 추정을 하게 되는데, 이는 각 개인이 동일직장 내에서 직면하는 임금증가에서 경력에 대한 보상분을 뺀 부분이 된다.

(2) 자료

이 소절에서 각 개인의 근속년수가 증가함에 따라 임금이 변화하 는 효과를 추정하고 그것이 노동이동에 미치는 효과를 분석하는 데 있어서는 한국노동패널(KLIPS)의 1∼3차년도(1998∼2000년) 자료 를 이용한다. 여기서의 분석방법은 기본적으로 12차 및 2차년도 자 료를 이용하여 개인별 근속급을 추정한 다음 그것이 노동자의 사직 에 어떻게 영향을 미치는지를 3차년도 자료로부터 추출한 이직 정 보를 이용하여 분석하는 것이다. 이같은 방법에 맞추면서 고용이 상 대적으로 안정적인 상용직 노동자들의 사직행태를 분석하기 위해 우선 표본을 2차년도에 상용직인 자로 제한하였다. 그 다음 앞 절에 서와 마찬가지로 농업 종사자, 결혼, 육아 등의 사유로 노동시장으 로부터의 일시적 퇴출이 빈번한 여성들, 그리고 일반적인 노동시장 과는 상대적인 독립성을 갖고 움직이는 정부부문을 표본에서 제외 하였으며, 노동자간의 관찰되지 않은 이질성을 가급적 줄이기 위해 시간제 노동자, 65세 초과자들도 제외하였다.

따라서 이질성으로 인한 상방편의의 가능성은 상대적으로 낮을 것으로 판단한다.

(33)

이 소절의 분석에서 중요한 변수 중의 하나인 근속년수는 다음과 같이 정의되었다. KLIPS에는 조사원이 서베이 대상자를 면접한 시 점이 기록되어 있는데, 본 연구에서는 면접월에서 현직장 취업월을 빼서 얻은 현직장 근속월수를 1년 단위로 끊어서 근속년수 변수를 만들었다. 그러나 이 변수의 경우 조사원이 서베이 대상자를 면접한 시점이나 현직장에 취업한 시점이 정확하지 않은 관측치들이 존재 하고, 조사시점이 조사년도별로 서로 다르다는 점 등으로 인해 그 측정에 적지 않은 오차가 개재된다는 문제점을 가지고 있다.¹¹⁾

사직에 대한 변수는 다음과 같은 과정을 거쳐서 만들었다.

KLIPS에는 현재 재직중인 자를 포함한 자들을 대상으로 하여 전직 장을 떠난 이유에 대해 묻는 항목이 있는데, 본 연구에서는 3차년도 의 설문에서 임금근로자이면서 근속기간이 1년 미만인 자 또는 전 직장을 2차년도 면접일 이후에 떠나 현재 자영업, 실업, 또는 비경 활 상태에 있는 자를 2차년도에 상용직에 있다가 이직한 것으로 파 악하였다. 그리고 이직 사유에서 직장의 파산, 폐업, 휴업으로 인한 이직, 정리해고나 권고사직, 명예퇴직, 정년퇴직, 일거리가 없는 데 기인한 이직은 ‘비자발적인 이직’으로 분류하였으며, ‘소득’, ‘장래성’,

‘개인사정’ 등 그밖의 모든 다른 사유들에 의한 이직은 ‘자발적’ 이 직, 즉 사직으로 분류하였다. <표 3>에서 보듯 사직은 이직의 80%

가량을 차지한다.

그 다음 각 개인의 근속급을 추정하기 위해서는 2개년 연속 동일 직장에서 근무하던 자들에 대한 정보를 이용하여야 한다. 따라서 본 연구에서는 1999년 현재 동일직장에서 상용직으로 1년 이상 근속한

11) 면접월이 누락되어 있는 경우에는 7월 면접으로 간주하였다. 또한 현직장에 취업한 연도가 기록되어 있지 않은 경우는 표본에서 제외하였으며, 취업월이 누락된 경우 는 6월 취업으로 간주하였다.

(34)

자들로 표본을 한정하였다. 이같은 표본제한은 필연적으로 보다 이 동성이 높은 노동자들, 또는 근속년수가 상대적으로 짧은 노동자들 을 표본에서 많이 제외하는 결과를 낳는다. <표 3>에는 여기서의 분석에 사용된 표본에서의 몇 가지 중요한 변수에 대한 요약통계와 함께 비교집단인 2차년도 상용직 남자 집단에 대한 통계도 제시하 였다. 표에서 보듯 본 분석에서 사용된 표본은 사직자의 비중이 낮 으며 평균 근속년수는 길고 장기근속자를 보다 많이 포함하고 있으 며 임금도 상대적으로 높다.

<표 2> 표본의 요약통계(65세 이하 비농업-민간-상용직-전일제 노동자)

관측치 수

이직자 수 및 이직자 중의 사직자 비중(%)

근 속 년 수

평균 표준

편차 최소

∼최대 1년미만

비중(%) T≥1 중 3≥T의 비중(%)

T≥1 중 T≥10의 비중(%)

T≥1 중 T≥20의 비중(%) 1999년 T>=1인

남자 상용직 943 128(78.9) 7.36 6.19 1∼33 - 35.6 22.6 4.8 (1999년 남자

상용직 표본) (1,322) (207(85.9)) (5.63) (6.29) (0∼33) (21.2) (38.3) (18.8 ) (3.8)

연령 경력 ln(시간당 임금)

평균 표준편차 최소

∼최대 평균 표준편차 최소

∼최대 1999년 T>=1인

남자 상용직 37.9 8.95 16∼65 19.2 9.94 1∼51 -2.74 0.52 -2.7∼1.0 (1999년 남자

상용직 표본) (37.3) (9.38) (16∼65) (18.6) (10.40) (1∼53) (-3.25) (0.54) (-3.3∼1.0) 자료：KLIPS 1∼3차년도

(35)

(3) 분석결과

근속급의 변화가 사직에 미치는 효과를 분석하기에 앞서서 <그 림 6>은 1999년 현재 동일기업에서 상용직으로 1년 이상 근속했던 자들을 대상으로 하여 근속년수별로 1년내 현직장에서 이탈할 확률, 즉 해저드율을 보여주고 있다. 그림에 의하면 이들 분석대상 집단 노동자들의 해저드율은 근속년수가 3년이 될 때까지는 20% 내외에 이를 정도로 높다. 그러나 근속년수가 4년 이상이 되면서부터는 해 저드율은 10% 아래로 급감하며, (17년 부근에서의 표본 변이로 인 한 것으로 추정되는 상승을 제외하고는) 커다란 변화를 보이지 않 는다. 반면 연령이나 경력년수에 따라서는 이탈률이 V자형 모양을 보이며 변화하는 것으로 나타난다.

<그림 6> 근속년수별 해저드율

Tenure

Separation / Empl; by Tenure Quit / Empl; by Tenure

1 2 3 5 8 11 14 17 20 25

0 .1 .2 .3

주：1) 1999년 조사 당시 상용직에 있던 남자노동자들 중에서 2000년도 조사시점에는 같은 직장에 근무하고 있지 않은 자의 비율임.

2) 그림의 횡축에서 Tenure(근속년수)가 5보다 큰 경우 실제로는 이웃하는 2개년도를 포함하는 범주임. 예컨대, ‘Tenure=5’는 실제로는 4∼6년의 근속년수를 가진 사람들 을 지칭함. 단 ‘Tenure=25’는 22년 이상 근속자 모두를 포함함.

(36)

<그림 7>에서 보듯이 연령으로는 40대 후반을 기점으로 해저드 율이 선형의 감소추세에서 선형의 증가추세로 반전되며 ‘경력’으로 따져서는 그같은 추세 반전이 경력 30년대 전반에서 일어나고 있는 것이다. 아울러 이와 같은 근속년수, 연령, 경력년수별 해저드율의 패턴은 현직장으로부터의 이직자 전체를 대상으로 하는가 아니면

‘자발적’ 사직자quitter만을 대상으로 하는가와는 거의 무관한 것으로 나타나고 있다.

<그림 7> 연령 및 경력년수별 해저드율

Age (or, Xper + 15)

Separation / Empl; by Age Quit / Empl; by Age

Separation / Empl; by Xper Quit / Empl; by Xper

20 25 30 35 40 45 50 55 60

0 .1 .2 .3

주：1) 1999년 조사 당시 상용직에 있던 남자노동자들 중에서 2000년도 조사시점에는 같은 직장에 근무하고 있지 않은 자의 비율임.

2) 그림의 횡축은 연령과 경력년수를 동시에 나타내는 바, 예컨대 횡축의 20은 연령으로 는 20세 이상 25세 미만자 집단을 가리키며, 경력년수로는 5년 이상 10년 미만자 집단 을 가리킴.

이 절의 주된 결과인 근속급의 노동이동에 미치는 효과에 대한 추정결과는 <표 3>에 제시되어 있다. 먼저 표의 (1)열을 보면 기대

(37)

했던 대로 근속급의 계수가 음으로 나타나 근속급이 사직률과 음의 관계에 있을 것이라는 우리의 가설을 지지해주고 있다. 즉 근속급의 증가가 사직확률에 영향을 미치지 않는다는 가설은 10% 유의수준 에서 기각되는 것이다. 회귀식에는 개인별 근속급 이외에 앞의 그림 에서와 같이 근속년수를 기간별로 구분하여 포함시켰으나 표에서는 계수가 유의한 기간 몇 개에 대한 결과만을 제시하였다. 앞에서 언 급한 대로 근속년수가 3년을 넘기면서 이탈률이 크게 감소한 다음 별다른 변화를 보이지 않는 모습이 확인된다. 경력년수를 10년 단위 로 끊어서 만든 변수의 경우도 앞의 그림에서처럼 이탈확률이 V자 형의 모습을 보이며 변화하고 있는 모습을 볼 수 있다. 학력의 차이 는 상용직 노동자의 이탈확률에 별 영향을 미치지 않는 것으로 나 타나며, 예상과 달리 30인 미만 사업체를 제외하고는 기업체 규모도 이탈률과 별 관련이 없는 것으로 나타난다. 반면 노조 가입자의 자 발적 이직 성향은 현저히 줄어드는 것으로 나타난다. 마지막으로 현 재 하고 있는 직무의 내용에 만족하는지 여부의 변수도 예상한 바 와 같이 사직확률과 유의한 관련을 갖고 있는 것으로 나타난다. 이 는 조우현(1994)에서 확인된 결과와 일관된 것이기도 하다. 한 가지 흥미로운 것은 직무 만족도의 효과가 어느 정도는 비대칭적이라는 것이다. 직무내용과 관련한 만족도는 사직확률을 낮추는 효과가 제 한적인 데 비해 불만족도는 사직확률을 증가시키는 데 훨씬 더 큰 효과를 미치는 것이다.

(2)열에서는 2차년도(1999년)의 임금도 설명변수로 추가하였는데, 근속급의 효과가 줄어들고 유의도도 낮아지기는 하지만 근속급의 효과가 완전히 사라지지는 않는다. (3)열과 (4)열은 이직자들을 자 발적 이직과 비자발적 이직으로 구분한 다음 각 범주로의 이행확률 을 다항 로짓식으로 추정한 결과를 보여준다. 역시 근속급은 사직률

(38)

<표 3> 자발적 이직 결정식의 추정결과：1999년 현재 동일직장에서 상용직에 1년 이상 재직중이던 남자

추정방법 로짓 로짓 다항 로짓

종속변수 자발적 이직=1 자발적 이직=1 자발적 이직=1 비자발적 이직=1

(1) (2) (3) (4)

상수 -20.201 (23.31) -20.373 (21.87) -21.259 (27.00) -3.115 (1.99) β_1i -0.539 (1.71) -0.382 (1.09) -0.551 (1.74) -0.037 (0.06)

시간당 임금(1999) - -0.347 (0.99) - -

근속년수(1년 미만=0)

4-6년 -1.027 (2.52) -0.989 (2.42) -0.994 (2.45) -1.029 (1.32) 7-9년 -0.769 (1.56) -0.732 (1.48) -0.740 (1.51) -0.300 (0.37) 13-15년 -1.187 (1.59) -1.124 (1.50) -1.187 (1.59) -0.575 (0.47) 경력년수(10년 미만=0)

10-20년 -0.651 (1.82) -0.636 (1.77) -0.661 (1.86) -0.326 (0.43) 20-30년 -0.796 (1.58) -0.815 (1.61) -0.787 (1.57) 0.348 (0.34) 30-40년 -1.890 (2.06) -2.014 (2.18) -1.917 (2.08) 1.358 (1.10) 40-50년 0.522 (0.60) 0.140 (0.15) 0.474 (0.54) 2.453 (1.58) 학력(고졸=0)

대졸 0.437 (1.14) 0.515 (1.31) 0.495 (1.29) 1.509 (1.99) 기업체규모(100-300인=0)

1-29 0.481 (1.19) 0.516 (1.27) 0.482 (1.20) 0.113 (0.16) 30-99 0.403 (0.95) 0.466 (1.08) 0.405 (0.96) -0.233 (0.31) 300 이상 0.300 (0.73) 0.346 (0.83) 0.334 (0.81) 0.150 (0.21) 노조가입 -1.232 (3.19) -1.233 (3.19) -1.222 (3.16) -0.475 (0.71) 공기업 -0.505 (0.76) -0.460 (0.69) -0.514 (0.77) -35.10 (0.00) 직무내용 만족도(보통=0)

매우 만족 -0.288 (0.26) -0.362 (0.32) -0.289 (0.26) -35.04 (0.00) 만족 -0.371 (1.32) -0.342 (1.22) -0.378 (1.36) -0.375 (0.72) 불만족 0.685 (2.07) 0.639 (1.91) 0.670 (2.04) 0.215 (0.32) 매우 불만족 1.994 (2.52) 1.855 (2.32) 2.020 (2.54) -36.320 (0.00)

R (x 100) 15.96 16.11 18.29

Log Likelihood -264.45 -263.97 -361.11

관측치 수 872 872 939

자료：KLIPS 1∼3차년도

주：1) _β_1i은 식 (5)에 의거한 것으로서 1년동안 직장을 바꾸지 않은 상용근로자를 대상으로 근속년수가 1년 증가함에 따른 시간당 임금의 증가폭을 추정한 것임. 시간당 임금은 ln(월평균급여/[주당 노동시간×4.3])로 계산됨.

2

(39)

2) 설명변수로서 회귀식에는 포함되었지만 표에 제시되지 않은 것으로는 가구주 여부, 유 배우자 여부, 중졸 이하 및 전문대졸 학력 더미, 직무내용 만족도, 광역시 여부 등을 나타내는 더미변수들이 있음.

3) 괄호 안은 t의 절대값

에 유의한 음의 효과를 미치고 있는 반면 비자발적인 이직에는 영 향을 미치지 않는다. 이같은 결과는 근속급의 하락은 사직률 또는 이직자 중에서 사직자가 차지하는 비중의 증가와 관련되어 있을 것 이라는 우리의 가설을 지지하는 것이다.

(40)

제4장 결론 및 함의

(41)

(42)

제4장 결론 및 함의 41

본 연구는 근속급의 변화와 이에 따른 노동이동에 대한 연구이다.

이미 알다시피 근속급의 변화는 내부노동시장의 변화를 의미하며 이는 곧 노동자와 기업간의 고용관계에 영향을 미치게 된다. 본 연 구는 먼저 1980년 이후 20년간의 임금구조기본통계조사 자료를 이용하여 임금구조의 변화, 보다 구체적으로는 근속급의 중장기적 변화를 살펴보았다. 남자를 중심으로 분석한 결과 근속급은 그 상승 흐름이 1980년대 후반에 꺾인 이후에 지속적으로 감소해 온 것으로 나타나 이미 내부노동시장이 1980년대 말 또는 1990년대 초부터 이 미 빠르게 침식되고 있는 것으로 나타나고 있다. 그러나 이같은 내 부노동시장의 약화의 정도는 각 집단간에 차이가 있는데, 예컨대 대 졸 사무관리직은 근속급의 하락이 1990년대 후반에 집중되어 일어 난 반면 고졸 생산직 종사자의 경우에는 그같은 하락이 분석기간 전체에 걸쳐 착실하게 일어난 것으로 나타난다.

본 연구에서는 이와 같은 근속급의 감소와 내부노동시장의 약화 가 고용관계에 미치는 영향을 살펴보기 위해 근속급과 노동이동간 의 관련성을 분석하고자 하였다. 이같은 관련성에 주목하는 것은 근 속급의 감소는 기업의 입장에서는 장기근속에 따른 임금부담의 요 인이 줄어들게 함으로써 장기 근속자를 해고 또는 퇴직시킬 유인이 줄어들게 하는 한편, 근로자의 입장에서는 장기 근속할 유인이 줄어 들어 임금이 보다 높은 직장을 찾아 자발적으로 사직할 유인이 증 가할 것이라는 점을 고려해서이다. 이같은 관점에서 산업별 이직률 자료를 이용하여 근속급이 노동이동에 미치는 영향을 분석한 결과 에서는, 비록 유의하게 나타나지는 않으나 근속급의 규모가 사직률 에 미치는 영향은 해고․퇴직률에 비해 미미하게 나타나고 있음을 발견할 수가 있다. 이러한 결과는 ‘총량수준’에서의 근속급의 증가는 노동자의 사직률에는 별로 영향을 미치지 않는 대신 기업의 해고