노동시장 유연성의 국제비교

이인재

목 차

요 약 ································································································· ⅰ

제1장 서 론 ·······················································································1

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 ·······································4

제1절 노동시장 규제와 노동력 이동(Labor Force Dynamics) ··· 4

제2절 노동시장 규제와 고용형태의 변화······································12

제3절 노동시장 경직성의 비용·······················································23

제3장 노동시장 규제의 국제비교 ··············································26

제1절 WEF와 IMD의 조사·····························································27

제2절 OECD의 고용보호법제 비교················································33

제3절 Heckman & Pages(2000)의 해고비용 지수······················38

제4절 Djankov등(2003)의 노동시장 규제 지수····························41

제5절 우리나라 노동시장 규제의 평가·········································59

제4장 노동시장 규제와 경제성과 ············································61

제1절 노동시장 규제와 고용···························································61

1. 고용보호법제와 노동시장성과···················································62

2. 노동시장 규제와 노동시장성과·················································66

제2절 노동시장 규제와 고용조정의 유연성··································72

1. 추정방법(methodology) ······························································73

2. 자료(data) ···················································································80

3. 추정결과(robustness) ·······························································89

4. 노동시장 규제가 초래하는 비용···············································93

제5장 결 론 ·····················································································99

참고문헌 ·····························································································101

표 목 차

<표 2- 1> 다양한 고용형태 활용 추이··············································19

<표 3- 1> 사용자의 해고․고용의 자율성:

세계경쟁력보고서 2000-2004. ···········································28

<표 3- 2> 노동시장 규제의 정도: IMD의 평가 ·······························29

<표 3- 2> 노동시장 규제의 정도: IMD의 평가(계속) ······················30

<표 3- 3> 노사관계의 생산성: IMD의 평가······································31

<표 3- 3>노사관계의 생산성: IMD의 평가(계속) ······························32

<표 3- 4> OECD의 고용보호법제의 유연성: 정규직························35

<표 3- 5> OECD의 고용보호법제의 유연성: 임시고용과 집단해고 36

<표 3- 6> OECD의 고용보호법제의 유연성: 종합지수····················37

<표 3- 7> 정규직 근로자의 해고비용: Heckman and Pages(2000) 40

<표 3- 8> 고용관계법 지수: Djankov et al.(2003) ···························45

<표 3- 9> 소득수준에 따른 고용관계법 지수의 차이······················49

<표 3-10> 노사관계법 지수: Djankov et al.(2003) ···························50

<표 3-11> 소득수준에 따른 노사관계법 지수의 차이······················54

<표 3-12> 사회보장법 지수: Djankov et al.(2003) ···························55

<표 3-13> 소득수준에 따른 사회보장법 지수의 차이······················59

<표 4- 1> 고용보호법제가 고용과 고용형태에 미치는 향 ··········· 63

<표 4- 2> 고용보호법제가 실업률 및 실업기간에 미치는 향 ······64

<표 4- 3> 노동시장 규제와 노동시장성과·······································68

<표 4-4> 노동시장규제와 노동시장성과: IV 추정···························70

<표 4- 5> 값의 추정결과····································································78

<표 4- 6> 표본에 포함된 국가와 제도변수·······································82

<표 4- 7> 기술통계··············································································84

<표 4- 8> 추정 결과············································································87

<표 4- 9> 추정결과의 상이한 설정(specifications)에 대한 불변성

(robustness) ··············································································· 89

<표 4-10> 특정 국가를 제외할 경우의 추정결과······························90

<표 4-10> 특정 국가를 제외할 경우의 추정결과(계속) ····················91

<표 4-11> 홍콩과 케냐를 제외한 추정결과·······································92

<표 4-12> IV추정·················································································93

<표 4-13> 국가별 조정속도의 추정 ··················································95

<표 4-13> 국가별 조정속도의 추정(계속) ··········································96

<표 4-14> 생산성 성장과 조정속도 I ·················································97

<표 4-15> 생산성 성장과 조정속도 II ················································97

그 림 목 차

[그림 2-1] 노동시장의 경직성이 실업탈출율에 미치는 향 ··············9

[그림 2-2] 비정규직 종사자의 비중변화 ············································20

요 약 ⅰ

요 약

노동시장의 유연성은 노동시장 참여하는 경제주체들이 경제환

경의 변화에 대응하여 신속히 새로운 조건에 부합하는 최적화된

상태로 자원을 재분배하는 능력을 말한다. 이러한 노동시장의 조

정능력은 순수한 기술적인 요인뿐만 아니라 노동시장의 제도적

요인에 의해 향을 받는다. 노동시장의 신속한 최적화 조정을 저

해하는 제도적 요인 중 가장 중요한 것은 노동시장에서 행하여지

고 있는 규제라고 할 수 있다. 따라서 노동시장의 유연성의 문제

는 필연적으로 노동시장을 규제를 형성하고 있는 법과 제도를 어

떻게 경제적 효율성과 양립시킬 것인가 하는 실천적 문제를 내포

하고 있다.

본 연구는 이러한 문제의식에 기초하여 노동시장의 규제와 노

동시장 유연성의 관계를 이론적․실증적으로 분석한다. 노동시장

의 규제가 노동시장의 자원배분의 효율성과 신속한 조정에 미치

는 향을 경제모델을 설정하여 이론적으로 검토하고 이론에서

설정된 가설들을 새로운 데이터를 사용하여 실증적으로 검증한다.

이 과정에서 노동시장 규제의 국가별 비교를 위해 제시된 여러 가

지 객관적 지표들을 소개하고 우리나라 노동시장의 규제 정도를

국제비교적 관점에서 평가할 수 있는 다양한 자료를 제공한다.

노동시장 규제 특히 고용보호의 규제는 노동력의 이동과정에

향을 미친다. 고용보호의 강화는 기업의 해고비용을 증가시켜

일자리의 소멸율을 감소시키는 반면 일단 실업상태에 빠진 근로

자가 다시 고용될 가능성을 낮춘다. 따라서 높은 고용보호는 실업

자들의 긴 실업기간을 통해서만 가능하며 이는 실업자와 취업자

ⅱ 노동시장 유연성의 국제비교

간의고용분배의 형평성을 저해한다.

고용형태에 관한 노동시장의 규제는 기업의 노동력 활용방식을

결정한다. 전형적인 고용형태의 과도한 보호는 근로자의 기업특수

적인 인적자본의 투자를 증가시키지만 해고비용을 높여 기업의

이윤을 감소시키는 상반된 효과를 수반한다. 따라서 기업은 규제

가 없을 경우 기업의 이익을 극대화하는 적정수준의 고용보호를

자발적으로 근로자에게 제공할 유인이 있다. 만일 법이 기업에게

부과하는 보호수준이 기업의 이윤을 극대화하는 보호수준보다 높

을 경우 기업은 전형적인 고용형태 대신 해고가 용이한 비전형계

약을 통해 노동력을 활용하게 된다. 더구나 경제의 로벌화 등으

로 인한 불확실성의 증가는 기업의 적정 해고비용을 낮추는 효과

가 있다. 이는 법적 규제에 의해 부과된 전형적인 고용계약상의

해고비용이 조정되지 않는 한 보다 많은 대체적 고용형태를 활용

하게 될 기업의 유인이 증가하게 됨을 의미한다.

규제로 인해 야기된 노동시장의 경직성은 보다 생산적인 곳으

로의 노동력의 이동을 방해함으로써 경제전체의 생산을 감소시키

고 생산성을 낮춘다. 생산성 충격(productivity shock)에 적응하는

기업의 고용조정능력이 노동시장의 규제에 의해 저하되면 생산적

인 기업으로의 노동력이 이동이 불가능하거나 늦어져 경제 전체

로 볼 때는 생산성이 감소하게 된다. 이러한 노동시장 경직성으로

인한 생산성의 감소는 노동시장의 규제가 노동시장의 고용조정의

신속성을 감소시키는 정도에 비례한다.

노동시장 규제가 미치는 향을 실증적으로 분석하기 위해서는

노동시장의 규제 정도의 객관적 지표가 필요하다. 이를 위해서는

노동시장 규제에 관한 국제비교 연구들을 검토하는 작업이 선행

되어야 한다. 특히 노동시장 규제 수준은 경제의 발전 단계에

향을 받을 수 있으므로 기존의 OECD 선진국뿐만 아니라 우리나

라와 소득수준이 유사하거나 낮은 나라들도 비교대상에 포함한

요 약 ⅲ

객관적인 지표가 필요하다. 본 연구에서는 비교적 객관적이고 인

지도가 높은 노도시장 규제 지수들을 검토하고 이를 실증분석에

사용한다.

비교대상을 중진국 및 후진국까지 넓힐 경우 우리나라의 전반

적인 노동시장의 규제 수준은 국민소득 중위수준인 국가들보다는

낮고 선진국 수준보다는 높다고 할 수 있다. 노동시장의 유연성에

직접적인 향을 미치는 고용보호법제를 놓고 평가한 경우에도

유사한 결론이 도출된다. OECD의 고용보호법제나 Djnkov등의

고용관계법 지수는 우리나라의 고용관련 규제가 선진국과 유사한

수준임을 보여준다. 물론 법제의 전통에 따라 편차가 존재하기는

하지만 우리나라의 전반적인 고용관련 규제는 개발도상국에 비해

서는 유연하지만 선진국에 비해서는 약간 높다고 할 수 있다. 다

만 우리나라의 고용관련 규제를 세부항목별로 자세히 검토해 보

면 고용보장관련 규제는 선진국과 유사한 수준인 반면 대체적 고

용형태의 사용에 관한 규제 정도는 선진국에 비해서 약한 편이다.

특이한 점은 근로시간 규제, 연차, 휴가, 출산휴가 관련 규제, 최저

임금 입법 등 일반적인 근로조건에 관한 규제 정도가 매우 높은

수준인 것으로 나타난다는 사실이다.

노동시장 규제와 관련된 객관적 지수를 이용한 실증분석은 노

동시장 규제가 실제로 노동시장성과에 부정적인 향을 미친다는

이론적 분석을 지지하는 증거들을 제시해 준다. 첫째, 높은 수준

의 고용보호는 경제 전체의 고용을 줄인다. 특히 여성과 청년의

고용에 매우 강한 부정정인 향을 미친다. 그러나 기간연령층 남

성의 고용에는 향이 없거나 오히려 증가시키는 효과가 있다. 둘

째, 높은 수준의 고용보호는 경제 전체의 실업을 늘인다. 특히 높

은 수준의 고용보호는 여성과 청년층의 실업에 매우 부정적인

향을 미친다. 그러나 기간연령층 남성의 실업에는 향을 미치지

않는다. 셋째, 높은 수준의 고용보호는 실업기간을 늘인다. 넷째,

ⅳ 노동시장 유연성의 국제비교

전형적 근로자에 대한 보호가 강할수록 비전형 근로자의 비중은

증가한다. 다섯째, 비전형 근로자의 보호수준은 여성과 청년의 고

용과 실업에 부정적 향을 미친다.

노동시장 규제는 고용조정의 유연성을 저해하는 것으로 나타난

다. 노동시장 규제지수와 고용과 산출물에 관한 국가별 산업부문

별 패널자료인 UNIDO(UN Industrial Statistics Dataset 2004) 데

이터를 결합하여 새로운 자료를 이용한 실증분석 결과는 노동시

장의 규제가 고용조정의 속도에 통계적으로 유의미한 부(-)의

향을 미친다는 사실을 확인해 준다. 이러한 향은 법조문상의 노

동시장 규제가 실제로 엄격하게 집행되는 나라에서 더 크게 나타

난다. 법조문상의 규제가 엄격히 집행되고 있는 국가들을 놓고 보

면 고용보호규제의 하위 20%(-0.19)에서 상위 80%(0.23)으로의

변화는 고용조정속도를 0.22 감소시킨다. 이에 반해 규제가 제대

로 집행되지 않는 국가에서는 예상대로 동일한 변화가 고용조정

속도에 미치는 향은 0.006에 불과하다. 법집행 정도를 고려한

노동시장 규제의 실제 정도가 높은 국가들에 있어서 노동시장규

제의 강화는 고용조정을 더디게 한다.

실증분석 결과를 이용하면 노동시장규제로 인해 야기되는 경직

성이 경제성장과 생산성 향상에 미치는 부정적인 효과를 계량화

할 수 있다. 구체적으로 추정된 각국가의 고용조정속도를 크기에

따라 5개 집단으로 나누어 각 집단간의 고용조정 속도 차이에 따

른 생산성 성장의 차이를 살펴보았다. 이에 따르면 노동시장 경직

성이 야기하는 비용이 매우 큰 것으로 나타난다. 노동시장의 규제

가 엄격히 집행되고 있는 국가에서 노동시장규제가 하위 20%에

서 상위 80% 수준으로 증가하면 이로 인해 야기되는 고용조정의

지연은 경제성장률을 약 1.86% 감소시킨다. 물론 이러한 결과는

다른 조건이 동일하다(ceteris peribus)라는 가정에 입각한 것이어

서 한계가 있기는 하지만 노동시장 규제가 경제성장에 미치는

요 약 ⅴ

향이 매우 크다는 사실을 명확히 보여주고 있다고 할 수 있다.

이러한 실증분석 결과는 노동시장 규제가 노동시장에 바람직하

지 못한 향을 미친다는 것을 확인해 준다. 비록 우리나라 노동

시장 규제 수준이 국제비교적 관점에서 경제발전 단계에 상응하

는 수준이기는 하지만 노동시장 규제로 인해 우리 경제가 지불하

는 비용은 적지 않다. 따라서 노동시장에서의 지속적인 규제완화

를 통한 노동시장의 유연성과 효율성의 제고는 경제성장을 추구

해야 할 우리 경제가 당면한 중요한 과제라고 할 수 있다.

제1장 서 론 1

제1장

서 론

‘노동시장 유연성(labor market flexibility)'이란 매우 포괄적이고 다

의적인 개념이다. 그 의미는 학자에 따라, 시대환경에 따라, 그리고 각

나라가 처한 경제상황에 따라 다양하게 사용되고 있다. 그러나 대체적

으로 노동시장 유연성이란 경제 환경의 변화에 유연하게 대처할 수 있

는 노동시장의 적응능력을 의미하는 것으로 사용되고 있다. 경제 환경

의 변화로 노동시장의 조건이 변화하면 노동시장에 참여하는 경제주체

들은 새로운 조건에 대응하는 최적화된 상태로 자원을 재배분(resource

reallocation)하려고 한다. 이러한 노동시장에서의 새로운 균형으로의 이

행이 가능한지 또는 가능하다면 얼마나 빨리 새로운 균형으로 이행되는

지의 여부는 노동시장의 효율성을 결정하는 중요한 요인이 된다.

노동시장에서의 새로운 최적균형으로의 신속한 이행을 방해하는 요

인 중 가장 중요하고도 대표적인 것은 노동시장에서 행해지고 있는 각

종 규제(labor market regulations)이다. 물론 ‘노동’이라는 상품의 이동

과 거래가 이루어지는 시장의 특성 상 노동시장에서는 다른 상품시장에

비해 복잡하고 다양한 규제가 존재하기 마련이다. 그러나 적절하지 못

하고 과도한 노동시장 규제는 노동시장에서의 최적 자원배분의 달성을

불가능하게 하여 자원의 효율적 이용을 방해할 뿐 아니라, 장기적으로

는 경제성장에 필수적인 창조적 파괴(creative destruction) 과정의 원활

한 작동을 방해하여 동태적 효율성을 저해한다. 따라서 노동시장 유연

2 노동시장 유연성의 국제비교

성의 문제는 필연적으로 노동시장 규제를 형성하고 있는 법과 제도를

어떻게 구성하여 경제적 효율성과 양립시킬 것인가 하는 실천적인 문제

를 내포하고 있다.

본 연구에서는 이러한 문제의식을 바탕으로 노동시장의 규제와 노동

시장의 유연성의 관계를 이론적․실증적으로 분석하고자 한다. 우선 본

연구에서는 경제모델을 통해 노동시장의 유연성을 제약하는 규제가 노

동시장에서의 자원배분에 어떠한 향을 미치는지를 이론적으로 분석

한다. 노동시장 유연성 기존의 논의들은 정확한 이론적 검토가 생략된

채 논자의 이데올로기적 입장을 주장하는 수준에 머물러 있었다고 할

수 있다. 생산적인 논의의 전개를 위해서는 노동시장 유연성을 제약하

는 노동시장 규제가 자원배분에 어떠한 향을 미치며 노동시장의 경직

성에 수반된 비효율이 무엇인지를 엄 하게 밝히는 작업이 필요하다.

이러한 이론적 작업을 통해 노동시장 유연성에 관한 기존의 논의의 수

준을 끌어 올리고자 하는 것이 본 연구의 첫 번째 목적이다.

본 연구의 또 하나의 목적은 이러한 이론적 작업에서 밝혀진 가설들

은 새로운 자료를 이용하여 실증적으로 검증하는 것이다. 이러한 검증

을 위해 노동시장의 규제의 정도를 새로운 방식에 의해 측정하고 노동

시장의 유연성을 평가하는 새로운 방법을 제시한다. 또한 기존 연구의

자료상의 한계를 뛰어넘기 위해 새로운 통계자료를 활용하여 분석을 시

도한다. 이러한 실증작업을 통해 노동시장의 규제가 고용의 양과 형태

및 실업 등의 노동시장의 성과에 어떠한 향을 미치고 노동시장에서의

조정과정과 속도에 어떠한 향을 미치는지를 분석한다.

마지막으로 본 연구는 노동시장 유연성의 실증분석을 통해 우리나라

노동시장의 규제 정도와 유연성의 정도를 국제적으로 비교할 수 있는

자료를 제시한다. 노동시장 유연성 논의의 귀결점은 결국 ‘우리나라의

노동시장이 얼마나 유연한가?’하는 질문으로 귀착되고 이에 대한 판단

에 따라 노동시장 규제에 둘러싼 상이한 정책적 함의가 도출된다. 지금

까지 우리나라 노동시장에서의 규제의 정도와 유연성의 정도에 관해서

는 주로 OECD국가를 대상으로 한 비교가 이루어져 왔다. 그러나 개발

도상국인 우리나라의 노동시장을 국민소득이 높은 OECD국가와 비교하

제1장 서 론 3

는 것은 타당하지 않다는 비판이 제기되어 왔다. 따라서 본 연구에서는

OECD회원국 이외의 다양한 발전단계에 있는 국가들에서 노동시장 규

제가 어떻게 행하여지고 있으며 그들 국가에서의 노동시장의 유연성의

정도는 어느 정도인가를 분석한다. 이를 통해 우리나라의 노동시장 규

제와 유연성의 정도를 평가할 수 있는 충분한 자료를 제공하고자 한다.

본서의 구성은 다음과 같다. 제2장에서는 노동시장의 규제가 노동시

장의 자원배분에 미치는 향을 이론적으로 검토한다. 구체적으로 고용

보호(job security)에 관한 규제가 경제 전체의 고용량과 실업에 미치는

향을 분석하고 기업의 고용형태가 고용보호법제에 따라 어떻게 변화

하는지를 밝힌다. 또한 노동시장의 경직성이 경제성장에 미치는 부정적

효과에 관한 경제모형을 제시한다. 제3장에서는 OECD국가를 포함한

세계 85개국의 노동시장규제 정도를 비교한다. 노동시장의 규제 정도를

새로운 방식에 의해 측정하여 지수화 함으로써 우리나라 노동시장 규제

의 정도를 객관적으로 판단할 수 있는 자료를 제시한다. 제4장에서는

제3장에서의 자료를 이용하여 노동시장의 규제의 정도와 노동시장의 성

과와의 관계를 실증적으로 분석한다. 특히 이장에서는 노동시장의 규제

가 고용과 실업 등에 미치는 향을 실증적으로 분석한다. 또한 노도시

장 규제가 고용조정 속도에 미치는 향을 분석할 수 있는 새로운 방법

론을 제시하고, UN의 Industrial Statistics Database(2004)의 세계 60여

개국의 제조업(3-digit level) 패널데이터를 이용하여 노동시장 규제와

제조업 고용조정속도의 관계를 분석한다. 또한 노동시장 규제로 인한

생산의 비효율성을 계량화한다. 제5장에서는 앞장에서의 분석을 기초로

우리나라에서의 노동시장 유연성의 정도에 대한 판단과 정책을 제안한

다.

4 노동시장 유연성의 국제비교

제2장

노동시장 규제의 경제적 효과

제1절 노동시장 규제와 노동력 이동

(Labor Force Dynamics)

노동시장 규제, 특히 고용보호가 노동력의 이동에 미치는 향에 관

해서는 기존의 많은 연구가 축적되어 있다. 미국에서의 고용보호를 강

화하는 판례의 변화가 고용, 실업 및 근로자의 이동에 미친 향에 관해

서는 Dertouzos & Karoly(1992), Morriss(1995), Kulger &

Saint-Paul(2000), Autor, Donohue, & Schwab(2001)의 연구가 있다. 그

리고 노동시장의 유연성 정도가 OECD국가들의 노동참가율, 실업 및 고

용에 미친 향에 관한 분석으로는 Lazear(1990), Di Tella &

MacCulloch(1998), OECD(1999), Blanchard & Portugal(2001) 등이 대

표적이다. 이들 연구결과를 종합해 보면 높은 수준의 고용보호는 낮은

수준의 고용, 노동력 이동의 감소, 보다 긴 실업기간을 야기한다. 고용보

호가 실업률에 미치는 향은 확정적이지 않다. 이러한 실증적 연구결

과에 대한 체계적인 이해를 위해서는 고용보호가 노동력의 이동에 미치

는 향에 대한 이론적인 분석이 선행되어야 한다. 아래에서는 과연 노

동시장의 유연성과 노동력 이동간의 관계를 간단한 경제모델을 모델을

통해 설명해 보기로 한다.

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 5

노동시장에 많은 수의 기업과 근로자가 존재하고 있다고 가정하자.

기업은 기업이 통제할 수 없는 경제 환경의 변화로 야기되는 생산성 충

격(productivity shock)에 노출되어 있다. 생산성의 충격으로 기업의 생

산성이 일정수준이하로 악화되는 경우 기업은 근로자를 해고하고자 하

며 반대로 일정수준이상으로 생산성이 상승하는 경우 근로자를 고용하

려고 한다. 즉 일자리 창출(job creation)과 일자리 소멸(job destruction)

은 기업에 의해서 결정된다. 시장에는 다수의 근로자가 존재하기 때문

에 기업이 근로자를 채용하고자 하는 경우 추가비용의 부담 없이 즉시

근로자를 고용할 수 있다.1) 그러나 고용하고 있는 근로자를 해고하는

데는 해고비용이 수반된다. 이 해고비용을 c라고 표시하자. 해고비용은

해고의 법적절차에 드는 시간과 금전적 비용의 총칭이다. 따라서 근로

자의 고용보호에 관한 법적 절차가 까다로울수록 해고비용은 증가한다.

기업의 생산성이 악화되었다고 가정해보자. 기업은 생산성이 낮은 근

로자들을 해고하려고 할 것이다. 이 경우 해고비용이 높을수록 기업은

해고로 인한 기업의 손실이 크게되므로 기업이 해고하고자하는 근로자

수는 감소한다. 따라서 해고비용이 높을수록 일자리 소멸율, 즉 해고율

(layoff rate) x는 감소한다. 해고율은 다음과 같은 식으로 표시할 수

있다.

x= x(c); x c<0 (1)

정상상태(steady state)를 가정하면 경제전체의 고용량은 일정하다.

일자리의 소멸은 반드시 일자리의 창출로 상쇄된다. 이는 기업이 근로

자에게 지불하는 임금수준이 기업의 정상이윤이 확보될 수 있는 수준으

로 하락해야 함을 의미한다. 기업이 직면하고 있는 해고비용이 높을수

록 기업이 지불할 수 있는 임금수준은 하락한다. 이 임금을 기업의 지불

가능임금(feasible wage)이라고 하자.

w=φ(c); w c<0 (2)

1) 노동시장에서의 탐색비용(search costs)이 존재하지 않는다고 가정한다.

6 노동시장 유연성의 국제비교

기업의 지불가능임금은 고용보호의 수준과 반비례한다.

시장에서의 임금수준은 근로자와 사용자의 교섭에 의해서 결정된다.

임금수준은 다음과 같은 세 가지 요소에 의해 결정된다.

① 실업급여의 수준 b: 실업급여의 수준이 높을수록 근로자의 교섭력

이 강화되므로 기업과 근로자 사이의 교섭으로 결정되는 임금수준

은 높아진다.

② 실업탈출률 e: 실업탈출률이 높을수록 근로자들의 실업으로 인한

비용은 감소하고 따라서 근로자들의 교섭력이 증대하며 그 결과

임금수준은 높아진다.

③ 해고비용 c: 해고비용이 높을수록 근로자의 교섭력이 증가하므로

주어진 노동시장조건하에서 교섭에 의해 결정되는 임금수준은 높

아진다.

따라서 임금수준은 다음과 같은 식으로 표현할 수 있다.

w= b+ f(e,c); f e>0, f c>0 (3)

식 (3)에서 교섭임금(bargained wage) 수준은 실업급여, 실업탈출률, 해

고비용의 증가함수라는 것을 알 수 있다.

정상상태에서 노동시장이 균형을 이루기 위해서는 몇 가지 조건이 충

족되어야 한다. 우선 실업에서 벗어난 근로자들은 모두 고용되어야 한

다. 즉 실업탈출률과 실업자대비 신규고용자의 비율은 동일해야 한다.

따라서 노동시장에서는 다음과 같은 항등식이 성립한다.

e≡h/u (4)

식 (4)에서 h는 고용유입을 u는 실업을 나타낸다. 그리고 고용이 일정

하게 유지되기 위해서는 신규고용근로자 수는 해고된 근로자와 사직한

근로자의 합과 동일해야 한다. 논의의 편의를 위해서 노동력을 1로 정

규화하면 고용자수는 (1-u)가 되고 노동시장에서는 다음과 같은 항

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 7

등식이 성립한다.

h≡(1-u)(x+q ) (5)

식 (5)에서 x는 해고율(layoff rate)을 q는 사직율(quit rate)을 각각 표

시한다. 당분간은 q가 외생적으로 결정된다고 가정한다. 그러면 고용유

입률 h는 일자리 유입률(job flow rate) (1-u)x와 일대일의 대응관계

에 있다. 뒤에서 우리는 q를 내생변수화하여 고용보호가 일자리의 창출

에 미치는 보다 복잡한 효과를 살펴볼 것이다.

이상에서 묘사한 간단한 노동시장 모델로부터 정상상태에서의 노동

력의 흐름과 실업기간, 실업률을 간단하게 도출할 수 있다. 우선 균형실

업탈출률 e *는 교섭임금 및 지급가능임금과 양립할 수 있어야 한다. 따

라서

φ(c)= b+f(e*, c)

의 조건이 성립되어야 한다. 이를 균형실업탈출률 e *에 관해서 정리하

면

e*=e(c,b); e c≡(φ c-f c)/f e<0, e b≡-1/f e<0 (6)

로 표현할 수 있다.

식 (6)으로 표시되는 시장균형상태는 그래프를 이용하여 쉽게 설명할

수 있다. [그림 2-1]은 임금과 실업유출률을 각각 세로축과 가로축에 표

시하고 있다. 식 (2)에 표시된 기업의 지불가능임금은 실업탈출률과 무

관하므로 이 관계가 수평적인 선 DD로 표시되어 있다. 교섭임금은 실

업유출률의 증가함수이므로 이 관계는 우상향하는 선 SS로 표시된다.

시장균형은 DD와 SS가 교차하는 A에서 이루어진다.

고용보호의 강화로 대표되는 노동시장의 경직성의 증가는 DD와 SS

를 이동시킨다. 우선 고용보호의 강화는 기업의 지불가능임금을 감소시

8 노동시장 유연성의 국제비교

키므로 DD를 하방이동시킨다. 이와 동시에 고용보호의 강화는 교섭임

금을 증가시켜 SS를 상방이동시킨다. 결과적으로 균형실업탈출률은 감

소하게 된다. 새로운 시장균형은 A /에서 이루어지고 균형임금은 감소

한다.

실업탈출율의 감소는 곧 실업기간의 증가를 의미한다. 다른 조건이

동일하다면 실업유출율의 감소는 실업근로자가 실업상태에 머무는 기

간이 길어짐을 의미하고 이는 곧 실업기간의 증가를 의미하기 때문이

다.

그렇다면 고용보호가 실업률에 미치는 향은 어떠한가? 항등식 (5)

와 (6)을 정리하면 다음과 같은 관계가 도출된다.

u*=

x *+q

e*+x

*+q

(7)

식 (7)에는 두 가지의 상반되는 효과가 작용하고 있다. 첫 번째는 고용

보호가 증가함에 따라 균형실업탈출률 e *가 감소하게 된다. 이는 앞에

서도 지적한 바와 같이 실업기간의 증가를 의미하고 실업률을 상승시키

는 요인으로 작용한다. 두 번째는 고용보호의 증가로 인한 균형해고율

x*의 감소 효과이다. 균형해고율의 감소는 실업으로의 새로운 유입을

감소시킨다. 높은 고용보호로 인해 보다 적은 수의 근로자가 해고되며

이는 실업률을 감소시키는 효과가 있다.

따라서 노동시장 경직성이 실업에 미치는 향에 관해서는 선험적인

판단이 불가능하다. 고용보호의 강화로 인해 실업률이 증가할 수도 감

소할 수도 있다. 만일 실업탈출율 감소 효과가 해고율 감소효과를 압도

한다면 실업률은 증가할 것이다. 실제적으로 이러한 경우가 일반적인지

는 고용보호가 해고율과 지불가능임금에 미치는 향의 상대적 크기에

달려있다. 예를 들어, 생산성의 충격으로 기업의 일자리의 생산성이

이 되었다고 가정해 보자. 이 경우 의 생산성에도 불구하고 해고비용

이 매우 높아 기업이 해고를 행할 수 없는 극단적인 경우를 제외하고는

고용보호의 강화가 해고율에 아무런 향을 미치지 못한다. 즉, 생산성

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 9

[그림 2-1] 노동시장의 경직성이 실업탈출율에 미치는 향

W SS' SS

(임금)

A DD

A/

DD'

e* e

(실업탈출률)

이 인 일자리는 모두 없어질 것이다. 이와 같은 생산성 충격의 가정

하에서는 고용보호의 강화는 실업률을 증가시키게 된다. 반대로 고용보

호의 강화로 인한 해고율의 감소효과가 상대적으로 매우 크다고 한다면

고용보호는 실업을 감소시킬 것이다. 요약하면, 높은 수준의 고용보호는

실업기간을 증대시키는 반면 해고율을 낮춘다. 그 결과 고용보호가 실

업률에 미치는 향은 이 두 가지의 상반된 효과로 인해 일률적으로 판

단할 수 없다.2)

지금까지의 논의에서는 노동력 이동의 중요한 요소인 근로자의 사직

2) 주의해야할 점은 고용보호가 실업에 미치는 향과 경제적 효율성에 미치는

향을 구별해야 한다는 점이다. 해고비용이 인 법제하에서 과도한 해고로 인한

비효율성이 발생하고 있다는 전제가 없는 한 강화된 고용보호법은 경제적 비효

율을 야기한다(이는 제1절에서 자세히 설명하 다). 이 결론은 고용보호의 강화

로 인해 실업을 감소시키는 경우에도 유효하다.

10 노동시장 유연성의 국제비교

율(quit rate) q를 주어진 것으로, 즉 외생변수로 취급하 다. 고용보호

가 근로자의 이동과 해고로 인한 일자리의 소멸에 미치는 향을 정확

하게 분석하기 위해서는 q를 내생변수화해야 한다. 가장 간단한 방법은

기업과 근로자의 사이의 근로계약이 생산성 충격과는 무관한 근로계약

에 특수한 충격(match-specific shock)에 향을 받는다고 가정하는 것

이다. 이는 곧 근로자의 사직이 생산성 충격과는 무관한 요인에 의해 결

정됨을 의미한다.

만약 사직한 근로자가 다른 일자리를 찾기 전에 일단 실업상태에 머

무르게 된다고 가정하면 사직률은 노동시장의 조건, 특히 실업탈출률에

향을 받는다고 할 수 있다. 따라서 사직률과 실업탈출율 사이에는 다

음과 같은 관계가 성립한다.

q= q(e); q e>0. (8)

식 (8)이 모델에 추가되더라도 노동시장의 균형조건은 크게 달라지지

않는다. 모델의 가정에 의해 사직률은 지급가능임금이나 교섭임금에

향을 미치지 않는다. 따라서 균형실업탈출률은 식 (6)과 동일하다. 실업

률 역시 유사하게 표현할 수 있다.

u *=x*+q

*(e*)

e *+x *+q *(e *)(9)

그러나 사직률이 내생변수화 된 경우 노동시장유연성의 변화는 사직

률 q *에 미치는 향을 통해 실업률에 추가적인 향을 미친다. 고용보

호 수준의 증가는 실업탈출률과 해고율을 감소시킨다는 것은 앞의 식

(7)의 경우와 동일하다. 그러나 식 (9)에서는 고용보호의 강화로 인한

실업탈출률의 감소가 다시 사직률 감소시켜 실업률을 낮추는 추가적인

효과가 존재한다.

따라서 앞의 경우와 비교해 볼 때, 사직률이 내생적으로 결정되는 경

우 고용보호의 증가는 실업으로의 근로자의 유입을 더 크게 감소시킨

다. 이는 근로자의 이동 (x+q)와 일자리의 창출․소멸 x의 차이로 정

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 11

의되는 “근로자의 초과재배치(excess worker reallocation)율”3)을 감소

시킨다. 그러나 고용보호가 일자리 창출․소멸에 대비한 근로자 이동의

비율 (x+q)/x에 미치는 향은 불확정적이다. 고용보호의 증가는 x

와 q를 동시에 감소시키기 때문이다.

결국 사직률을 내생변수화 하는 경우에도 앞에서의 기본적인 결론은

변하지 않는다. 즉, 고용보호의 강화가 실업기간을 늘리고 해고율을 감

소시킨다. 그리고 추가적인 효과로서 해고율의 감소가 야기하는 사직률

의 감소효과로 인해 실업으로의 근로자의 유입이 크게 감소한다.

고용보호법제와 노동력 이동에 관한 모델의 결과는 다음과 같이 요약

할 수 있다.

① 고용보호의 강화는 일단 실업상태에 빠진 근로자가 재고용될 확률

을 낮춘다. 따라서 실업상태에 처한 근로자의 실업기간은 길어진

다.

② 고용보호의 강화는 기업의 해고비용을 증가시킨다. 따라서 기업이

해고하는 근로자의 수는 감소하며 일자리 소멸률은 감소한다.

③ 고용보호가 실업에 미치는 향은 단정할 수 없다. 왜냐하면 고용

보호의 강화는 고용 근로자가 실업상태로 빠지는 것을 방지하기는

하지만 이와 동시에 일단 실업상태에 빠진 근로자가 실업을 탈출

하여 다시 고용될 가능성을 감소시키기 때문이다.

④ 근로자의 자발적인 일자리 이동이 고려될 경우 고용보호의 강화는

노동시장에서의 노동력의 이동을 추가적으로 감소시킨다. 이는 고

용보호의 강화로 인해 실업에서 벗어날 가능성이 적어지면 근로자

들이 현재의 일자리를 사직하고 새로운 일자리를 찾는데 따르는

위험이 증가하기 때문이다.

이러한 결과는 다음과 중요한 정책적 함의를 지니고 있다.

① 고용보호의 강화가 반드시 낮은 실업률을 결과하지는 않는다는 것

이다. 예를 들어 2000년 당시의 각국의 실업률은 고용보호의 정도

가 가장 약하다고 할 수 있는 미국 4.0%로 10%에 달하는 유럽국

3) 근로자의 초과재배치율이란 일자리의 감소로 인한 노동력의 이동이외의 노동력

이동을 말한다. 이 모델에서 근로자 초과재배치율은 사직률 q이다.

12 노동시장 유연성의 국제비교

가들 보다 훨씬 낮다. 이는 높은 수준의 고용보호로 인한 실직근로

자의 낮은 실업탈출률의 효과가 고용근로자의 보호라는 해고감소

효과를 압도하고 있다는 간접적인 증거가 된다.

② 어떤 두 경제의 실업률이 동일하다고 해도 노동시장의 성격은 판

이하게 다를 수 있다. 예를 들어 2000년의 미국과 한국의 실업률

은 4.0%와 4.3%로 큰 차이를 보이고 있지 않다. 두 국가 모두 다

른 나라에 비해서는 실업률이 매우 낮다. 그러나 우리나라와 미국

의 노동시장의 구조가 동일하다고 주장할 수는 없을 것이다. 동일

한 실업률의 배후에는 이질적인 노동시장이 존재하고 있다. 어떤

시장구조가 바람직한가의 논의를 떠나, 실업률이라는 지표 하나만

을 가지고 노동시장의 경직성 문제를 접근하는 데는 한계가 따른

다는 것을 유의해야 한다.

③ 높은 고용보호는 형평성의 문제를 제기한다. 한 경제에서 높은 수

준의 고용보호는 실업근로자들의 희생(긴 실업기간)을 통해서만

가능하다. 따라서 고용보호법제가 결과적으로 실직근로자로부터

고용근로자에로의 부의 이전을 결과하는 바람직하지 못한 소득분

배의 기능을 한다는 점을 유의해야 한다.

제2절 노동시장 규제와 고용형태의 변화

앞에서는 거시적 측면에서 고용보호의 강화가 노동력의 이동과 실업

기간 및 실업률에 미치는 향을 살펴보았다. 이제 미시적 측면에서 고

용보호법제가 근로자의 고용형태에 미치는 향을 살펴보기로 하자.

기업이 법적 환경의 변화를 잘 인식하고 있으며 법규정이 기업에 추

가적인 비용을 야기할 경우 우회계약(contract around)을 통해 또는 외

주계약(contract out)을 통해 이윤을 극대화하려고 한다는 것은 주지의

사실이다. 고용보호법의 강화는 기업의 해고비용을 증가시킨다. 따라서

기업은 이윤극대화의 목적을 달성하기 위해 기존의 전형적인 근로계약

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 13

과는 다른 낮은 해고비용을 수반하는 대체적 형태의 계약을 통해 근로

자를 고용하려고 한다. 기간제 근로계약(fixed-term contract)과 파견근

로의 활용이 그 대표적인 예이다.4) 우리나라의 경우 해고비용이 상대적

으로 높다고 할 수 있는 노조가 조직되어 있는 기업에서 비정규직의 활

용의 정도가 높다는 연구결과가 있다(김동배 2003). 미국의 경우 보통법

(common law)상의 자유해고의 원칙이 판례에 의해 제한받기 시작한

1970년대 후반 이래 파견근로자의 수가 매년 평균 11%씩 급속히 증가

하고 있다(Autor 2003).

높은 고용보호 수준과 이에 수반하는 높은 해고비용의 존재가 반드시

모든 기업으로 하여금 비전형적인 계약관계를 활용하도록 유도하지는

않는다. 이는 전형적인 근로계약을 통해 근로관계를 구성하는 것이 기

업에 가져다주는 이익이 만만치 않기 때문이다. 기간의 정함이 없는 따

라서 근속이 보장되는 전형적인 근로계약을 통해 고용된 근로자는 고용

된 기업에 특수한 인적자본(firm-specific human capital)에의 투자를

높여 자신의 생산성을 제고시키고자 하는 경제적 유인을 가지고 있다.

기업특수적인 인적 자본은 현재 고용되어 있는 기업에서만 유용한 인적

자본이기 때문에 만약 근속연수가 짧을 것으로 예상된다면 근로자는 기

업특수적인 인적자본에의 투자를 줄일 것이다. 따라서 기업은 비록 대

체적인 고용계약을 이용 노동력을 구성하는 것이 해고비용 절감하는 효

과가 있다 하더라도 기업특수적 인적자본이 매우 중요한 경우 전형적

근로계약을 통해 보다 긴 근속기간을 보장함으로써 근로자로 하여금 기

업특수적 인적자본의 형성에 보다 많은 노력을 경주하도록 유도할 수

있다.

고용보호의 수준이 기업특수적인 인적자본의 형성과 고용형태에 미

치는 향을 경제적 모델을 통해 보다 엄 하게 분석해 보자. 모델의 가

정은 다음과 같다. 우선 고용은 두 기간에 걸쳐 행하여진다. 제1기에 기

업과 근로자는 근로계약을 맺고 근로자는 기업특수적인기술에 대한 투

4) 고용보호와 대체적 고용형태의 출현에 관해서는 많은 연구가 축적되어 있다.

Abraham and Taylor(1996), Segal and Sullivan(1977), Housman(2000),

Miles(2000), Autor(2003) 등을 참조하기 바란다.

14 노동시장 유연성의 국제비교

자 s∈[0, s]를 한다. 근로자가 부담하는 인적자본의 형성에 필요한 투

자비용은 g(s)이다. g(s)볼록한 증가함수이며 g(0)=0이고

g/(0)=0이다. 제1기의 생산량과 임금은 으로 표준화하 다. 제1기

말에 근로자와 기업간의 근로관계에 특유한 생산성 충격 η

(match-specific productivity shock)이 발생한다. 생산성 충격 η은 균

등분포 η∼U[-z,z]의 형태를 취한다고 가정한다.

만약 근로계약관계가 제2기에도 유지된다면 근로자는

Y=γ×s+η (10)

만큼의 산출물을 생산한다. 식 (11)에서 γ≥0는 인적자본의 생산성을

나타낸다. 근로관계가 소멸되면 근로자는 다른 직장에서 의 임금을

받는다. 사용자가 전형적인 근로관계를 소멸시키기 위해서는 c> 0의 해

고비용을 부담해야 한다. 만약 근로자가 비전형적인 고용계약을 통해

근로자를 고용하고 있었던 경우 계약관계의 종료시키는데 드는 계약해

소비용은 c보다 작다. 논의의 편의를 위해 비전형적인 근로관계의 소멸

에 드는 비용은 이라고 가정한다.5)

γ× s가 인적자본 투자의 수익이고 η이 근로계약에 특수한 충격이기

때문에 두 가지 모두 시장에서의 경쟁과정에 의해 결정되지 않는다. 따

라서 산출물의 분배는 근로자와 기업간의 교섭에 의해 결정된다. 이 모

델에서는 임금수준은 제2기의 시작과 함께 내쉬교섭(Nash Bargaining)

과정을 통해 결정된다고 가정한다. 교섭과정에서 산출물 Y의 분배에

여향을 미치는 근로자의 교섭력은 β∈(0,1)로 표시한다. 만약 사용자

가 근로자를 해고하여 근로관계가 지속되지 않는다면 제2기에는 생산이

행하여지지 않는다. 사용자의 수익은 해고비용으로서 c의 비용을 지불

하 으므로 -c가 되고, 근로자의 수익은 다른 일자리에서 받는 임금

수준, 즉 이다. 내쉬교섭이 이루어진다고 가정하면 근로자의 제2기의

5) 이 가정은 모델의 결과에 향을 주지 않는다. 비전형적인 고용계약의 해소비용

이 c 1 >0이라고 해도 동일한 결론이 도출될 수 있다.

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 15

임금은

w=β(γ×s+η+ c) (11)

로 결정된다.

이와 같은 모델의 구조에 관련하여 부언할 점이 몇 가지 있다. 첫째,

해고비용 c는 사중손실(deadweight loss)이며 코즈식의 교섭(Coase,

1960)이 적용되지 않는다. 예를 들어 해고비용이 단순히 해고수당

(severance pay)만으로 구성되어 있다고 가정한다면 Lazear(1990)의 연

구에서 보는 바와 같이 해고비용의 수준이 자원배분의 효율성에 향을

미치지 않는다. 모사용자와 근로자는 교섭을 통해 임금이나 기타 근로

조건의 조정을 통해 근로계약의 가치를 극대화할 수 있다. 이 모델이 염

두에 두고 있는 해고비용 c는 코즈식의 교섭이 불가능한 각종의 법적

비용을 의미한다. 둘째, 전형적인 근로계약과 비전형적인 고용계약의 차

이는 오로지 해고비용 또는 계약해소비용의 차이로 나타난다. 사실 비

전형적인 계약을 통한 고용관계의 유지에는 각종의 거래비용

(transaction costs)이 발생하지만 이 모델에서는 고려되지 않았다. 마지

막으로 인적자본의 형성을 위한 근로자의 비용의 투입정도를 기업이 확

인하는 것이 불가능하다고 가정한다. 만약 이것이 가능한 경우에는 기

업과 근로자는 계약을 통해 적정수준의 인적자본 투자에 합의할 수도

있을 것이다.

이제 사용자의 해고에 관한 의사결정이 어떠한 요인에 의해 결정되는

지 살펴보자. 식 (11)에 주어진 내쉬교섭과정에서 근로자와 사용자는 근

로관계를 지속하는 것이 유리한 경우에만 임금교섭을 통해 근로계약을

유지하려고 할 것이다. 즉,

Y≥-c. (12)

식 (12)을 만족시키기 위해서는 w≥0과 Y-w≥-c가 성립해야 한다.

교섭이 성립하기 위해서는 근로자는 다른 일자리에서의 임금수준인

보다는 높은 임금을 받아야 하고 사용자는 근로관계의 지속에서 오는

16 노동시장 유연성의 국제비교

수익이 적어도 해고비용보다는 커야 한다.

근로자의 인적자본 투자 결정

근로자는 식 (12)와 (13)으로 표현된 내쉬교섭 구조에서 근로자는 인

적자본 투자로 인한 기대수입에서 인적자본 투자비용을 뺀 기대효용을

극대화하는 적정수준의 인적자본의 투자량을 선택한다. 즉,

maxE(U)=E(w|w≥0)×Pro(w≥0)-g( s). (13)

근로자의 효용을 극대화하는 인적자본 투자량은 다음과 같은 1계조건에

의해 결정된다.

g /(s * )=βγ(z+γ×s

*+c)

2z(14)

이 방적식은 γ> 0이고 인적자본 투자비용함수가 충분히 볼록한 형태를

취하고 있는 경우에는 0< s * < s의 내부해를 보장한다. 식 (14)에서 잘

나타나듯이 근로자의 인적자본투자량은 인적자본의 생산성 γ와 교섭력

β의 증가함수이다. 특히 관심이 가는 것은 해고비용 c가 인적자본투자

에 미치는 향이다. 해고비용은 제2기에 근로관계가 해소될 확률을 낮

추어 주기 때문에 높은 해고비용은 근로자로 하여금 기업특수적인 인적

자본에 더 많은 투자를 하도록 유도한다. 따라서 높은 해고비용은 근로

자의 기업특수적인 인적자본의 형성을 촉진시킨다.

사용자의 의사결정

사용자의 입장에서 이윤을 극대화하는 최선의 방법은 해고비용을 최

소화함과 동시에 근로자의 인적자본투자를 극대화하는 것이다. 그러나

이 두 가지 목표사이에는 상충관계(trade-off)가 존재한다. 식 (14)에 나

타나는 바와 같이 해고비용을 낮추면 근로자의 인적자본투자가 감소하

기 때문이다. 사용자의 기대이윤은 다음과 같이 해고비용의 함수로 표

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 17

시할 수 있다.

E[π(c)]=(1-β)[z+γ×s(c)+c]

2

4z-c. (15)

식 (15)에서는 해고비용이 인적자본의 투자에 미치는 향을 반 하기

위해 근로자의 인적자본투자 s(c)가 해고비용 c의 함수로 표현되었다.

식 (15)에서 해고비용 c는 서로 상반되는 두 가지 효과를 가지고 있다.

해고비용 c는 해고에 수반하는 비용을 증가시킴으로서 기업의 이윤을

감소시킨다. 그러나 이와 동시에 c는 근로자의 인적자본 투자의 경제적

유인을 제공함으로써 기업의 이윤을 증가시킨다. 식 (15)는 근로기준법

등에 의한 해고에 관한 법적 제한의 여부와는 관계없이 사용자가 자발

적으로 일정 수준의 해고비용을 부담하는 법적 절차를 마련하는 것이

기업의 이윤극대화에 유리할 수도 있음을 보여준다. 즉, c *(γ)> 0이다.

특히 인적자본투자의 생산성 γ가 매우 큰 경우 기업일수록 자발적으로

해고제한 규정을 근로계약에 포함시킬 가능성이 높다. 높은 해고비용이

가져다주는 수익이 인적자본투자의 생산성이 클수록 증가한다는 사실

은 다음의 관계에서 명백히 나타난다.

∂2π

∂γ∂c≥0 (16)

이제 근로기준법의 개정이나 법원의 새로운 판결로 해고비용 c가 높

아질 때 사용자가 어떻게 반응하는지를 살펴보자. 만약 사용자의 최적

해고비용이 법에 의해 부과된 해고비용보다 높다면 ( c *(γ)≥c) 법적인

해고제한은 아무런 효과도 미치지 못할 것이다. 그러나 만일 새로운 법

적제한이 부과하는 해고비용이 기업의 최적수준의 해고비용보다 크면

( c> c * (γ)) 특정기업들은 정형적인 근로계약 대신 비전형적인 계약을

통해 노동력을 구성하기 시작할 것이다. 특정기업이 과연 기간제 근로

계약이나 파견근로 혹은 도급 등의 민법적인 구성을 통해 노동력을 구

성할지의 여부는 그 기업의 최적해고비용 c *(γ)의 크기에 달려 있다.

18 노동시장 유연성의 국제비교

기업특수적 인적자본의 생산성이 매우 중요한 기업( γ가 큰 기업)에서

는 고용보호가 강화된다고 해도 비전형적인 계약을 통해 노동력을 구성

하려고 하지 않을 것이다. 이와는 반대로 기업특수적 인적자본이 그다

지 중요하지 않은 기업에서는 법에 의한 고용안전성의 강화는 대체적

형태의 계약을 통해 고용되는 근로자의 비율이 증가할 것이다.

따라서 고용보호법제의 강화에 따른 사용자의 해고비용의 증가는 기

업의 비정규직 근로자의 비율을 늘리는 한편 정규직 근로자의 비중을

감소시키는 효과가 있다. 동일한 논리에서 고용보호법의 완화로 대표되

는 노동시장 유연성의 강화는 반대로 전형적인 근로계약에 의해 규율되

는 정규직 근로자의 비율을 높이고 유기계약, 파견, 용역, 독립도급 등의

대체적인 고용계약에 의해 규율되는 근로자의 비율을 감소시킨다.

이와 같은 결론은 최근 들어 우리사회의 사회적 현안으로 등장한 비

정규근로의 문제와 관련하여 시사하는 바가 매우 크다. 비정규근로의

문제는 법적인 측면에서 보면 전형적인 근로계약 대신 대체적인 계약관

계를 통해 이루어지는 고용형태의 증가문제라고 할 수 있다. <표 2-1>

에는 최근 세 차례에 걸친 경제활동인구조사 부가조사에 나타난 여러

가지 고용형태의 활용 정도를 보여주고 있다. 표에 따르면 전형적인 근

로계약인 기간의 정함이 없는 무기계약근로자가 임금근로자 중 약 74%

정도를 차지하고 있다. 비전형적인 고용형태 중에서는 유기계약근로자

가 약 7.5%, 시간제 근로자가 4.2%, 일용근로자가 3.2%, 파견근로자가

0.8%, 용역근로자가 0.8%, 독립도급근로자가 5.7% 정도를 차지하고 있

다. 현재 임금근로자 중 약 1/4가량이 대체적인 계약형태를 통해 고용되

고 있는 셈이다. 과연 이러한 대체적인 고용형태의 활용 비율이 과거와

비교하여 증가하 는지의 여부에 관해서는 정확한 판단이 불가능하다.

왜냐하면 근로자의 고용형태를 파악할 수 있는 유일한 자료라고 할 수

있는 경제활동인구조사 부가조사의 고용형태에 관한 질문이 최근에서

야 추가되었기 때문이다. 아쉽게도 대체적 고용형태에 관한 장기간에

걸친 시계열자료가 존재하지 않는다. 그러나 지난 10년간 전형적인 근

로계약에 의하지 않는 대체적 형태의 고용이 증가하 다는 추정을 가능

케 하는 간접적인 증거가 존재한다. [그림 2-2]에는 경제활동인구조사

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 19

<표 2-1> 다양한 고용형태 활용 추이

(단위 :천명, %)

2001년 8월 2002년 3월 2002년 8월

임금근로자 13,215(100.0) 13,497(100.0) 13,631(100.0)

무기계약근로자 9,904 (74.9) 9,887 (73.3) 10,230 (75.0)

근로지속가능 9,380 (71.0) 9,582 (71.0) 9,876 (72.5)

제한적 근로지속가능 614 ( 3.9) 305 ( 2.3) 354 ( 2.5)

3년 초과 72 ( 0.5) 36 ( 0.3) 33 ( 0.2)

1년 초과∼3년 이하 229 ( 1.7) 130 ( 1.0) 148 ( 1.1)

1년 이하 223 ( 1.7) 139 ( 1.0) 173 ( 1.3)

유기계약근로자 1,031 ( 7.8) 953 ( 7.1) 1,096 ( 8.0)

계약기간 3년 초과 56 ( 0.4) 93 ( 0.7) 71 ( 0.5)

계약기간 1년∼3년 218 ( 1.6) 242 ( 1.8) 281 ( 2.1)

계약기간 1년 미만 757 ( 5.7) 618 ( 4.6) 744 ( 5.5)

시간제근로자 585 ( 4.4) 560 ( 4.1) 565 ( 4.1)

일용근로자 305 ( 2.3) 504 ( 3.7) 423 ( 3.1)

파견근로자 122 ( 0.9) 126 ( 0.9) 86 ( 0.6)

용역근로자 299 ( 2.3) 340 ( 2.5) 328 ( 2.4)

독립도급근로자 747 ( 5.7) 914 ( 6.8) 720 ( 5.3)

재택근로자 222 ( 1.7) 213 ( 1.6) 183 ( 1.3)

비임금근로자 8,308 (38,6) 8,025 (37.3) 8,309 (37.9)

주 : 비임금근로자의 경우 괄호안의 숫자는 전체취업자중 비임금근로자의 비중이다.

자료 :통계청, 경제활동인구조사 부가조사 원자료.

에 나타난 우리나라 임금근로자 중 비정규(임시직+일용직) 근로자가 차

지하는 비율 및 그 변화추이가 표시되어 있다. 그림에서 보듯이 비정규

직의 비율은 1993년의 41.1%를 고비로 상승한다. 이러한 상승추세는

1996년부터 두드러지며 1997년에 2.7%, 1999년에 4.5% 만큼 상승하여

드디어 1999년부터는 임금근로자의 절반 수준을 넘고 있다. 임시직 및

일용직 근로자의 상당비율이 대체적 고용형태를 취하고 있을 것이므로

지난 10년간 비전형적인 고용형태의 활용도는 크게 증가했다고 할 수

20 노동시장 유연성의 국제비교

[그림 2-2] 비정규직 종사자의 비중변화

자료:경제활동인구조사 원자료

있다.

전형적인 근로계약에 의하지 않은 대체적인 형태의 고용이 증가하

다는 것을 사실로 받아들인다면 다음과 같은 한 가지 의문이 발생한다.

지난 10년간 근로자의 고용보호와 관련 우리나라의 법제에는 큰 변화가

없었다.6) 그렇다면 왜 사용자의 해고비용에 향을 미치는 법적 환경의

6) 노동시장의 유연성에 향을 미치는 고용보호법제의 중요한 변화로는 1997년 3

월의 근로기준법 개정과 1998년 2월의 근로기준법 개정, 그리고 1998년의 파견

근로자법의 제정이다. 특히 해고 및 해고비용과 관련된 법개정사항으로는 퇴직

금 중간정산제도의 도입과 정리해고제의 도입이다. 1997년 도입된 퇴직금 정산

제도는 기업과 근로자의 합의에 의하여 퇴직금을 중간정산할 수 있도록 함으로

써 사용자는 미래의 일시적인 퇴직금 지급부담으로부터 벗어날 수 있고 근로자

는 퇴직금 수급여부에 대한 불확실성을 제거할 수 있는 방안을 마련한 것이다.

따라서 사용자의 운 방식에 따라서는 퇴직금이 해고비용으로 작용하지 않을 수

있는 여건을 마련하 다고 볼 수 있다. 정리해고제의 도입은 기존의 판례를 명문

화 한 것이기 때문에 근로자의 고용보호수준에 미치는 향이 그다지 컸다고 볼

수 없다. 파견근로자법의 제정이 파견근로의 활용에 어느 정도 향을 미쳤을 것

으로 생각되지만 <표 2-1>에서 보듯이 파견근로자의 규모가 전체 임금근로자의

1%미만인 점을 감안하면 노동시장 전체에서의 대체적 고용형태의 증가에 미치

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 21

변화가 없었음에도 불구하고 대체적 고용형태가 증가한 것일까?

이에 대한 해답은 앞에서 제시한 모델을 이용하면 쉽게 도출된다. 사

용자의 이윤을 극대화시키는 최적수준의 해고비용 c *는 인적자본의 생

산성 γ, 근로자의 교섭력 β, 그리고 생산성 충격의 정도를 나타내는 모

수인 z의 함수이다. 여기에서 근로자와 사용자가 직면한 생산성 충격의

크기가 증가하게 되면 최적해고비용은 감소한다. 즉,

∂c *(γ,β,z)∂z

≤0 (17)

z가 증가한다는 의미는 사용자가 처한 경제 환경의 불확실성이 증가한

다는 의미이다. 1990년대부터 본격적으로 진행된 세계화의 진전과 경쟁

의 격화는 기업이 통제할 수 없는 생산성 충격을 증가시켰다. 이러한 증

가된 불확실성에 직면한 기업이 이윤을 극대화하기 위해서는 적정해고

비용을 낮추어야 한다. 기업은 안정적 고용보장을 통한 근로자의 기업

특유적 인적자본의 형성으로부터 얻을 수 있는 이익을 희생하는 대신

해고비용을 낮추어 고용의 유연성을 확보하려고 한다. 만약 법적인 제

약에 의해 해고비용을 낮추는 것이 불가능하다면 사용자는 해고비용이

낮은 대체적 고용형태를 활용하게 될 것이다. 따라서 외환위기를 전후

한 시기의 급격한 경제환경의 변화가 기업으로 하여금 전형적인 근로계

약이 아닌 유기계약, 파견, 용역, 독립도급 등의 대체적 계약의 활용도를

높 다는 해석이 가능하다.

이상에서 설명한 노동시장의 유연성과 고용형태에 관한 모델의 결과

를 요약하면 다음과 같다.

① 해고비용(고용보호수준)이 높을수록 근로자의 기업특수적 인적자

본 투자는 증대한다. 안정적 고용이 기업특수적 인적자본의 형성

을 통해 얻을 수 있는 근로자의 기대수익을 높이기 때문이다.

② 고용보호는 근로자의 인적자본 투자를 촉진시켜 기업의 이윤을 증

가시키는 반면 해고비용을 증가시켜 이윤을 감소시키는 두 가지의

는 향은 미미했다고 하겠다.

22 노동시장 유연성의 국제비교

효과가 있다. 기업은 법적 개입이 없을 경우 이들 효과를 적정히

고려하여 이윤을 극대화하는 적정수준의 고용보호수준을 선택한

다. 따라서 기업의 이윤을 극대화하는 최적고용보호수준은 이

아니다.

③ 만약 근로기준법이 사용자에게 부과하는 해고비용이 기업의 이윤

을 극대화하는 최적해고비용보다 높을 경우 기업은 전형적인 근

로계약 대신 해고비용이 낮은 비전형적인 계약을 통해 대체적 고

용형태를 활용하게 된다. 이는 특히 근로자의 기업특수적 기술이

중요하지 않은 기업이나 직종에서 두드러지게 나타난다.

④ 경제의 로벌화 등으로 인한 시장환경의 변화는 기업의 이윤을

극대화하는 최적의 고용보호수준을 낮춘다. 이는 곧 법개정 등을

통한 사용자의 해고비용의 재조정이 행하여지지 않는 한 기업은

보다 많은 대체적 고용형태를 활용하게 됨을 의미한다.

이상의 결과는 다음과 같은 정책적 함의를 지니고 있다.

① 과연 우리의 현행 법제에 수반하는 해고비용이 적정한지에 대한

검토가 필요하다. 현재 대부분의 기업들은 근로기준법을 위시한

고용보호법제의 고용보호수준이 지나치게 높다는 주장을 되풀이

하고 있는데, 이는 곧 우리 현행 법제가 사용자에게 적정수준 이

상의 해고비용을 부과하고 있다는 의미로 해석할 수 있다. 만일

이 주장이 사실이라면 법개정 등을 통해 해고비용을 재조정해야

한다.

② 경제의 로벌화에 따라 기업환경의 불확실성이 증가할수록 기업

의 고용유연화의 필요성은 점증한다. 적절한 수준에서의 해고비용

의 재조정이 이루어지지 않는 한 앞으로 더 많은 근로자들이 고용

보호수준이 낮은 대체적 형태로 고용될 것이다. 고용의 질의 관점

에서도 전형적 근로계약에 수반하는 해고비용의 재조정은 불가피

하다.

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 23

제3절 노동시장 경직성의 비용

노동시장의 경직성은 보다 생산적인 곳으로의 노동력의 이동을 방해

함으로써 경제 전체의 산출량을 감소시키고 경제성장을 저해한다. 이

절에서는 노동시장의 경직성이 초래하는 이러한 비용을 계량화할 수 있

는 모델을 설명하기로 한다.

한 경제에 무수히 많은 기업이 존재한다고 가정하자. 기업들은 생산

성 충격(productivity shocks)에 반응하여 고용량을 조정한다. 한편 경

제 전체에서 기업들이 가지고 있는 자본의 비율(capital share)은 시간

에 관계없이 일정하다고 가정한다. 기업의 생산함수는 자본 K t에는 규

모에 따른 수확불변(constant return to scale)이며 노동 L t에 대해서는

수확체감(diminishing return to scale)인 형태를 취하고 있다.

Y =B K tL α (18)

식 (18)에서 B 는 기업수준에서의 생산성을 나타내며 0<α< 1이다. B

는 geometric random walk을 따르며 경제 전체에 공통적인 부분과 기

업특수적인(idiosyncratic) 부분으로 분해할 수 있다.

ΔlogB ≡b = v t+vI , (19)

식 (19)에서 v t는 i.i.d. N(μ A,σ2A)이며 v 는 i.i.d. N(0,σ 2I)이다. 우리

가 관심이 있는 것은 경직성과 기업특수적 충격의 상호작용이므로 논의

를 단순화하기 위해 μ A=0이라고 가정한다.

수요의 가격탄력성은 η> 0이다. 노동의 총량은 일정하다고 가정하고

1로 정규화(normalize)하 다. 그러면 경제전체의 생산성(aggregate

productivity)은

24 노동시장 유연성의 국제비교

A t=⌠⌡ B L

αdi , (20)

로 정의되고 따라서 경제전체의 산출량(aggregate output)은

Y t=A tK t ,(21)

로 정의된다.

기업은 과거의 고용조정경력이나 다른 기업의 고용조정 여부와 관계

없이 매기마다 λ의 확률로 조정을 행한다. 여기에서 λ는 기업의 고용

조정의 유연성을 나타내는 파라미터이다. λ의 값이 클수록 기업은 생산

성 충격에 반응하여 보다 빠른 고용조정을 행하게 된다.

식 (18)∼(21)로부터 생산물의 성장률 g Y는 다음의 조건을 만족시킴

을 보일 수 있다.

g Υ = sA-δ , (22)

식 (22)에서 s는 저축률(외생적이라고 가정)을 δ는 자본의 감가삼각률

을 각각 나타낸다.

이제 기업의 고용조정의 유연성이 λ 0에서 λ 1으로 낮아졌다고 가정

하자. 이 경우 보다 생산적인 단위로의 근로자의 이동이 늦어지므로 경

제전체의 생산성이 감소한다. 이는 다음과 같이 증명할 수 있다. 식 (20)

으로부터

ΔA=⌠⌡ B ΔLαd i (23)

를 도출할 수 있다. 식 (23)에서 ΔL α는 기업의 고용조정속도가 λ 0에

서 λ 1으로 낮아진데 따른 L α값의 차이를 나타낸다. 식 (23)을 앞의 식

을 이용하여 정리하면

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 25

ΔA≃A 0[ 1λ 0 -1λ 1 ] θ (24)

가 된다. 여기에서

θ =αγ(2-αγ)

2(1-αγ) 2(σ 2I+σ

2A)

이며 γ=( η-1)/η이다.

식 (22)을 이용하여 A 0을 정리하면 다음과 같은 최종결과를 얻는다.

Δg Υ≃(g Υ,0+δ)[ 1λ 0 -1λ 1 ] θ (25)

여기에서 g Y,0는 고용조정의 유연성이 변화하기 전의 생산물의 성장률

이다.

식 (25)는 고용조정의 유연성이 경제성장률에 미치는 향을 간략한

식으로 표현하고 있다. λ 0> λ 1이므로 고용조정의 유연성이 감소하면

식 (25)의 좌변은 음(-)이 되어 경제성장률은 감소하게 된다. 경제성장

률이 감소하게 되는 정도는 고용조정의 유연성이 감소 정도에 비례한

다. 이러한 효과는 경제 전체에 공통적인 충격과 기업특수적인

(idiosyncratic) 충격의 크기가 클수록 커지며 노동의 수요탄력성 γ에

따라 좌우된다. 제4장에서는 이 모델을 이용하여 노동시장 경직성의 비

용을 계량화 할 것이다.

26 노동시장 유연성의 국제비교

제3장

노동시장 규제의 국제비교

노동시장의 규제가 미치는 향을 실증적으로 분석하기 위해서는 노

동시장 규제의 정도를 측정하여 객관화하는 작업이 필요하다. 그러나

정성적인 성격을 가질 수밖에 없는 규제를 정량적으로 지수화하는 작업

은 본질적으로 매우 어려운 작업이다.

지금까지 노동시장 규제 또는 노동시장 유연성을 측정하는 방법으로

는 대략 세 가지의 방법이 사용되어 왔다. 첫째는 경 자에 대한 설문조

사를 통한 평가이다. 이는 각국의 경 자들에게 직접 노동시장 규제가

심한지 또는 노동시장이 유연한지를 질문하여 이를 기준으로 규제 또는

유연성의 정도를 지수화한다. 이 방법은 법규제의 형식적 내용뿐만 아

니라 그 운 실태 등이 고려된 평가라는 점에서 현실감이 있으나 평가

자의 주관적 가치판단에서 자유롭지 못한 단점이 있다.

둘째는 노동시장의 법제, 특히 미시적 유연성을 촉진하거나 저해하는

중요한 제도적 요인에 주목하는 것이다. 노동시장에서 행하여지고 있는

법규제를 항목별로 평가하여 지수화한다. 이 방법은 확인할 수 있는 법

적 제도적 요인에 기초하고 있다는 점에서 설문조사에 의한 방법보다는

객관적이라고 할 수 있지만 법규정이 현실적으로 어떻게 집행되고 있는

지를 고려할 수 없다는 점이 한계로 지적되고 있다.

셋째는 기업 또는 산업 수준에서의 생산성과 노동의 한계생산성간의

갭이 축소되는 속도로 유연성을 측정하는 것이다. 즉 실제의 고용조정

이 얼마나 유연하게 이루어지고 있는가를 통계적 방법을 활용하여 분석

제3장 노동시장 규제의 국제비교 27

하고 이를 기초로 한 국가의 노동시장의 유연성을 평가한다. 이 방법은

고용조정의 실태를 파악할 수 있다는 점에서 장점이 있으나 국가마다

처한 다양한 경제 환경에 과 외부적 충격에 따라 고용조정 역시 매우

다른 양상을 보일 수밖에 없다는 점에서 한계가 있다고 할 수 있다.

본 연구의 목적이 노동시장의 규제가 노동시장의 자원배분에 미치는

향을 분석하는데 있으므로 여기에서는 두 번째의 방법, 즉 노동시장

법규제의 분석에 의한 노동시장 유연성 평가결과 중 비교적 객관적이고

신뢰할 만하다고 평가되는 OECD(1994, 1999, 2004), Djankov et

al.(2003)과 Heckman & Pages(2000)의 연구결과를 자세히 소개하기로

한다. 경 자에 대한 설문조사를 근거로 한 노동시장 유연성에 관한 국

제비교에 관해서는 대표적인 것만을 간략히 다루고자 한다. 그리고 세

번째의 노동시장에서의 고용조정속도에 관한 논의는 다음 장에서 노동

시장규제와 관계를 논하는 다음 장에서 다루어질 것이다.

제1절 WEF와 IMD의 조사

경 자의 설문조사에 의한 노동시장 규제의 국제비교 중 대표적인 것

으로는 우선 세계경제포럼(World Economic Forum)이 매년 발표하는

세계경쟁력보고서(Global Competitiveness Report)가 있다. 이 보고서는

세계경제포럼과 Harvard경 대학이 매년 공동으로 매년 출간하고 있는

데 각 국가의 경쟁력을 각 분야별로 평가하여 순위를 발표하고 있다. 이

중 노동시장의 유연성과 관련된 부분은 사용자의 고용․해고의 자율성

과 관련된 유연성지수이다. 두 지수 모두 1부터 7까지의 값을 가지고 있

으면 높은 값을 가진 나라일수록 노동시장의 유연성 정도가 높다고 평

가할 수 있다. 이 두 지수의 합을 기준으로 OECD 주요 국가들의 노동

시장 유연성을 평가해본 것이 <표 3-1>이다. 표에 의하면 우리나라는

OECD 국가중 12위로 나타난다. 우리나라는 미국이나 국 등의 미법

국가들 보다는 노동시장의 유연성이 낮지만 일본이나 유럽의 국가들 보

28 노동시장 유연성의 국제비교

<표 3-1> 사용자의 해고․고용의 자율성: 세계경쟁력보고서 2000-2004.

국가 2000 2001∼2002 2002∼2003 2003∼2004

호주 3.0(14) 2.8(16) 3.5(11) 3.8( 9)

오스트리아 2.6(21) 2.8(16) 3.4(13) 3.4(12)

벨기에 2.1(24) 2.9(14) 2.8(18) 1.9(26)

캐나다 4.3( 4) 4.1( 7) 4.4( 7) 4.3( 4)

체코 4.1( 6) 4.2( 5) 4.8( 3) 4.0( 7)

덴마크 4.4( 3) 4.9( 2) 5.2( 1) 5.3( 3)

핀란드 3.2(13) 2.9(14) 3.6( 9) 4.1( 6)

프랑스 2.4(23) 2.0(27) 2.2(25) 2.2(25)

독일 2.0(26) 2.1(26) 1.9(27) 1.8(27)

그리스 2.8(16) 2.4(22) 3.0(16) 2.6(20)

헝가리 3.5(10) 4.3( 4) 4.6( 5) 3.8( 9)

아일랜드 2.7(18) 3.3(12) 3.5(11) 3.7(11)

이태리 2.1(24) 2.3(23) 2.4(23) 2.8(16)

일본 3.6( 8) 3.5(10) 2.8(18) 2.5(21)

한국 4.0( 7) 3.8( 9) 3.6( 9) 3.4(12)

멕시코 3.6( 8) 3.5(10) 2.9(17) 2.8(16)

네덜란드 2.8(16) 2.5(21) 2.8(18) 2.6(19)

뉴질랜드 3.0(14) 2.8(16) 3.4(13) 3.4(12)

노르웨이 2.5(22) 2.2(25) 2.8(18) 2.3(23)

폴란드 3.5(10) 2.6(20) 3.2(15) 3.4(12)

포르투갈 2.7(18) 2.7(19) 2.4(23) 2.7(18)

스페인 2.7(18) 3.2(13) 2.5(22) 2.3(23)

스웨덴 1.9(27) 2.3(24) 2.1(26) 2.5(21)

스위스 4.8( 1) 4.4( 3) 4.5( 6) 5.5( 1)

터키 4.2( 5) 4.2( 5) 3.9( 8) 3.9( 8)

국 3.4(12) 3.9( 8) 4.7( 4) 4.3( 4)

미국 4.6( 2) 5.0( 1) 5.2( 1) 5.4( 2)

주 :WEF의 사용자의 고용․해고의 자율성 지수로 순위를 산정하 다.

자료 :World Economic Forum, Global Competitiveness Report, 각년도.

다는 노동시장의 유연성이 높은 것으로 나타난다.

세계경쟁력보고서와 유사한 성격을 가진 보고서로는 스위스 국제경

개발원(IMD)가 매년 발간하는 World Competitiveness Yearbook이

있다. 이 보고서는 세계 49개국의 경쟁력을 경제운 성과, 정부행정효

율, 기업경 효율, 발전인프라의 구축 등 4개 범주 314개 지표를 가지고

제3장 노동시장 규제의 국제비교 29

<표 3-2> 노동시장 규제의 정도: IMD의 평가

국가

노동시장규제

의 정도

(2003)

노동시장규제

의 정도

(2002)

노동시장규제

의 정도

(2001)

노동시장규제

의 정도

(2000)

호주 5.40( 9) 5.36(10) 5.69( 9) 5.13(15)

오스트리아 5.10(11) 4.31(15) 4.68(13) 3.73(22)

벨기에 3.24(22) 2.87(23) 2.97(24) 3.25(24)

캐나다 6.30(4) 6.41( 5) 6.20( 7) 6.48( 7)

체코 5.16(11) 5.44( 9) 5.40(10) 5.51(11)

덴마크 6.83( 3) 6.92( 4) 7.24( 4) 7.402(2)

핀란드 5.21(10) 5.35(11) 4.96(11) 5.48(12)

프랑스 2.47(26) 1.75(27) 2.13(27) 2.77(26)

독일 1.19(27) 1.88(26) 3.04(23) 2.94(25)

그리스 3.85(17) 3.81(19) 4.34(16) 4.38(19)

헝가리 6.12( 5) 7.19( 3) 7.33( 2) 7.400( 3)

아일랜드 5.96( 6) 6.04( 7) 6.36( 6) 6.17( 9)

이태리 3.56(20) 3.31(22) 2.62(26) 2.50(27)

일본 4.58(15) 4.13(16) 4.31(17) 5.46(13)

한국 2.61(25) 3.74(20) 4.08(18) 4.57(18)

멕시코 3.70(19) 3.51(21) 4.47(14) 5.05(16)

네덜란드 3.87(16) 4.52(13) 4.94(12) 5.27(14)

뉴질랜드 5.09(13) 4.76(12) 4.42(15) 6.74( 5)

노르웨이 5.02(14) 4.34(14) 3.89(19) 4.80(17)

폴란드 2.87(24) 2.52(24) 2.88(25) 5.55(10)

포르투갈 3.03(23) 2.50(25) 3.74(21) 4.08(21)

스페인 3.73(18) 3.82(18) 3.59(22) 4.09(20)

스웨덴 3.38(21) 3.97(17) 3.79(20) 3.37(23)

스위스 7.61( 1) 7.79( 2) 7.45( 1) 7.49( 1)

터키 5.96( 7) 6.09( 6) 5.86( 8) 6.54( 6)

국 5.54( 8) 5.92( 8) 6.60( 5) 6.24( 8)

미국 7.06( 2) 7.86( 1) 7.26( 3) 6.86( 4)

주 : IMD의 노동시장 규제(labor market regulations) 지수로 순위를 산정하 다.

자료 : IMD, World Competitiveness Yearbook, 각년도.

평가하고 있다. 노동시장의 유연성과 관련해서는 노동시장규제(labor

market regulations)란 지표를 설정하고 있는데, 고용․해고의 관행이나

최저임금제 등의 노동시장 규제가 유연성을 저해하는 정도를 설문조사

를 통해 평가한 것이다. 이 지표는 1에서 10가지의 값을 취하며 지표가

30 노동시장 유연성의 국제비교

<표 3-2> 노동시장 규제의 정도: IMD의 평가(계속)

국가노동시장규제의

정도(1999)

노동시장규제의

정도(1998)

노동시장규제의

정도(1997)

노동시장규제의

정도(1996)

호주 5.25(10)　 3.77(18) 3.85(20) 3.00(25)

오스트리아 3.77(22) 2.90(22) 4.63(14) 4.22(15)

벨기에 3.19(23) 2.68(23) 2.82(24) 3.54(19)

캐나다 5.89(9) 5.58(10) 6.48(8) 6.64(8)

체코 5.25(10) 5.78(9) 5.34(10) 5.17(10)

덴마크 7.22(4) 7.59(1) 7.54(3) 8.08(1)

핀란드 4.90(14) 4.60(14) 4.09(18) 3.35(22)

프랑스 2.42(24) 1.95(27) 2.84(23) 4.00(16)

독일 2.31(26) 2.33(25) 2.38(26) 3.38(21)

그리스 3.92(19) 3.45(20) 3.86(19) 4.91(12)

헝가리 7.43(1) 7.18(5) 7.14(5) 7.25(3)

아일랜드 6.15(8) 6.15(8) 6.11(9) 5.47(9)

이태리 2.13(27) 2.32(26) 2.14(27) 2.64(26)

일본 5.23(12) 4.85(12) 5.28(11) 3.9717

한국 3.83(20) 3.55(19) 3.18(22) 3.29(24)

멕시코 4.42(16) 4.44(16) 4.52(15) 4.88(13)

네덜란드 5.06(13) 4.75(13) 4.17(17) 3.51(20)

뉴질랜드 7.23(3) 7.52(2) 8.63(1) 6.73(7)

노르웨이 4.42(16) 4.56(15) 5.19(12) 4.44(14)

폴란드 4.79(15) 5.19(11) 4.80(13) 5.14(11)

포르투갈 3.83(20) 4.03(17) 4.49(16) 3.31(23)

스페인 4.23(18) 3.15(21) 3.35(21) 2.64(26)

스웨덴 2.34(25) 2.44(24) 2.54(25) 3.91(18)

스위스 7.40(2) 7.19(4) 6.58(7) 7.44(2)

터키 6.99(5) 7.02(6) 7.25(4) 7.12(4)

국 6.60(6) 7.38(3) 8.28(2) 6.98(5)

미국 6.35(7) 6.88(7) 6.95(6) 6.82(6)

주 : IMD의 노동시장 규제(labor market regulations) 지수로 순위를 산정하 다.

자료 : IMD, World Competitiveness Yearbook, 각년도.

높을수록 노동시장이 유연하다고 평가된다. IMD의 평가에 의하면 우리

나라는 OECD 주요 27개 국가 중에서 25위로 노동시장에의 규제가 매

우 높은 나라로 분류된다(표 3-2 참조). 참고로 동 조사에서 우리나라의

노사관계의 협조성은 49개국 중 47위로 조사대상국가중 최하위권에 머

제3장 노동시장 규제의 국제비교 31

무르고 있으며 OECD 27개국 중에서는 최하위로 평가되고 있다(표 3-3

참조).

<표 3-3> 노사관계의 생산성: IMD의 평가

국가노사관계의

생산성(2003)

노사관계의

생산성(2002)

노사관계의

생산성(2001)

노사관계의

생산성(2000)

호주 6.96(10) 6.73(12) 6.51(15) 6.17(17)

오스트리아 7.74( 2) 8.08( 2) 7.88( 3) 7.73( 5)

벨기에 5.55(21) 5.69(20) 5.72(21) 5.88(19)

캐나다 6.59(13) 6.61(14) 6.63(12) 6.36(16)

체코 6.52(14) 6.17(18) 5.89(19) 5.77(20)

덴마크 7.45( 6) 7.97( 3) 7.52( 6) 7.82( 4)

핀란드 7.60( 4) 7.82( 5) 7.43( 7) 7.41( 8)

프랑스 4.26(26) 3.63(27) 3.91(27) 4.42(27)

독일 5.60(19) 6.33(17) 6.55(13) 6.66(12)

그리스 5.61(18) 5.19(23) 5.27(23) 5.14(24)

헝가리 6.47(15) 6.74(11) 6.55(13) 6.45(14)

아일랜드 7.63( 3) 7.26( 8) 6.93( 9) 7.30( 9)

이태리 4.75(24) 4.87(24) 4.96(24) 4.99(25)

일본 7.60( 4) 7.35(7) 7.73( 4) 7.58( 7)

한국 3.55(27) 4.47(26) 4.23(25) 4.46(26)

멕시코 5.58(20) 6.40(16) 6.18(17) 6.42(15)

네덜란드 7.39( 7) 7.46( 6) 7.53( 5) 8.22( 2)

뉴질랜드 6.94(11) 6.69(13) 6.23(16) 7.09(10)

노르웨이 7.39( 7) 7.03( 9) 7.20( 8) 7.73( 5)

폴란드 4.64(25) 4.76(25) 4.11(26) 5.52(22)

포르투갈 5.26(23) 5.53(21) 5.89(19) 6.15(18)

스페인 5.54(22) 5.88(19) 6.15(18) 5.43(23)

스웨덴 7.10( 9) 7.84( 4) 8.00( 2) 7.87( 3)

스위스 8.20( 1) 8.29( 1) 8.07( 1) 8.27( 1)

터키 5.96(17) 5.50(22) 5.43(22) 5.74(21)

국 6.75(12) 6.61(14) 6.89(10) 7.00(11)

미국 6.41(16) 6.93(10) 6.64(11) 6.58(13)

주 : IMD의 노사관계의 생산성 지수로 순위를 산정하 다.

자료 : IMD, World Competitiveness Yearbook, 각년도.

32 노동시장 유연성의 국제비교

<표 3-3>노사관계의 생산성: IMD의 평가(계속)

국가

노사관계의

생산성

(1999)

노사관계의

생산성

(1998)

노사관계의

생산성

(1997)

노사관계의

생산성

(1996)

호주 5.79(18) 5.80(16) 5.35(20) 5.64(18)

오스트리아 7.55( 6) 6.85( 9) 6.84(13) 7.83( 5)

벨기에 5.24(22) 5.66(18) 5.79(17) 6.20(15)

캐나다 6.14(16) 6.53(12) 7.02(11) 6.72(12)

체코 5.29(21) 4.91(24) 5.08(22) 5.11(23)

덴마크 7.67( 4) 7.87( 2) 7.92( 5) 8.05( 4)

핀란드 7.13( 9) 7.51( 5) 7.29( 8) 7.09( 9)

프랑스 4.35(26) 4.70(26) 5.02(23) 4.93(24)

독일 6.97(11) 6.39(14) 7.00(12) 7.02(10)

그리스 4.76(25) 5.04(23) 5.90(16) 5.58(20)

헝가리 6.57(13) 5.43(20) 5.31(21) 4.71(26)

아일랜드 7.13( 9) 6.84(10) 7.26( 9) 6.72(12)

이태리 5.02(23) 5.45(19) 4.90(25) 5.84(17)

일본 7.70( 2) 6.86( 8) 8.00( 4) 8.10( 3)

한국 3.61(27) 4.74(25) 4.92(24) 5.64(18)

멕시코 6.00(17) 5.78(17) 5.43(19) 6.15(16)

네덜란드 7.67( 4) 7.45( 6) 7.30( 7) 7.74( 6)

뉴질랜드 7.69( 3) 7.00( 7) 7.32( 6) 7.67( 7)

노르웨이 7.36( 7) 7.97( 1) 8.22( 1) 8.21( 1)

폴란드 4.90(24) 4.32(27) 4.15(27) 4.19(27)

포르투갈 6.31(14) 5.06(22) 4.57(26) 5.13(22)

스페인 5.74(19) 5.13(21) 5.76(18) 4.91(25)

스웨덴 7.36( 7) 7.84( 3) 8.10( 3) 8.17( 2)

스위스 7.95( 1) 7.54( 4) 8.13( 2) 7.59( 8)

터키 5.58(20) 5.83(15) 6.50(14) 5.47(21)

국 6.93(12) 6.53(12) 7.20(10) 6.79(11)

미국 6.24(15) 6.81(11) 6.25(15) 6.46(14)

주 : IMD의 노사관계의 샌산성 지수로 순위를 산정하 다.

자료 : IMD, World Competitiveness Yearbook, 각년도.

제3장 노동시장 규제의 국제비교 33

제2절 OECD의 고용보호법제 비교

OECD는 1999년과 2004년의 두 차례에 걸쳐 회원국의 고용보호법제

를 분석하 다. OECD 회원국의 고용보호법제에 관한 본격적인 분석은

Grubb & Wells(1993)에 의해 최초로 시도되었는데 OECD의 1999년 분

석은 그들의 방법론을 원용한 것이다. Grubb & Wells(1993)의 분석이

일부 국가의 1980년대말 현재의 고용보호법제를 분석한 것임에 반해

OECD의 1999년 분석은 분석대상국을 OECD국가 전체로 확장하고

1990년대말의 고용보호법제의 상황에 초점을 맞추고 있다. 최근에 발표

된 2004년 고용보호법제 분석결과는 1999년 분석에 대한 회원국들의 이

의제기와 새로 제공된 자료를 기초로 고용보호법제지수를 새롭게 발표

한 것이다.

보고서는 OECD 회원국의 고용보호법제를 정규직 고용보호, 임시고

용규제, 집단해고규제의 세 가지 항목으로 나누어 평가하고 있다. 동 보

고서는 각국의 법령, 단체협약 및 고용계약의 관행 등을 참조하여 각 항

목별로 세부지표를 점수화하여 평가한다. 정규직 고용보호의 정도에 관

해서는 해고절차의 불편도, 해고통고기간 및 해고수당, 해고의 어려움

등을 고려하고 있다. 임시고용규제에 관해서는 유기계약과 파견계약을

대상으로 하여 사용사유(파견대상) 설정여부, 갱신회수 제한, 최장 반복

기간 등을 고려하여 지수화하고 있다. 마지막으로 집단해고규제에 관해

서는 집단해고의 정의, 추가통지요건(노조 및 행정기관에 대한 신고),

추가적인 유예기간, 사용자의 특별비용 부담여부 등을 평가하고 있다.

OECD 보고서에 나타난 세 가지 항목별 지수와 이를 종합적으로 평

가한 고용보호지수를 열거한 것이 <표 3-4>부터 <표 3-6>에 나타나

있다. 우리나라는 2004년 조사결과 고용보호법제의 유연성이 16위

(version1의 경우, version 2의 경우는 12)위로 나타나고 있다. 세부적

항목별로는 정규직 고용보호 정도가 16위로 임시고용의 규제는 17위,

집단해고 규제는 3위로 평가되고 있다. OECD의 분석에 따르면 우리나

34 노동시장 유연성의 국제비교

라의 고용보호법제 수준은 OECD 회원국 중 중간 수준이라고 할 수 있

다.

1999년 발표 당시에는 우리나라의 고용보호법제의 유연성이 20위로

나타나고 있었다. 세부적 항목별로는 정규직 고용보호 정도가 26위로

보호의 정도가 포르투갈을 제외하면 OECD국가중 가장 높은 것으로 나

타나고 있고, 임시고용의 규제는 16위, 집단해고 규제는 3위로 평가되고

있다.

그러나 이 조사는 한국정부로부터 몇 가지 점에서 수긍하기 어려운 면

이 있다는 이의가 제기되었다. 첫째, 정규직 고용보호가 가장 엄격하게

나타난 것은 해고통고기간이 길기 때문인 것으로 나타나는데 주요원인

은 1997년 정리해고제 도입에 따른 2개월의 노조와의 협의기간이 고려되

었기 때문이다. 그러나 판례는 협의기간 요건을 매우 유연하게 해석하고

있으며40일 정도면 충분하다고 하고 있다. 더구나 해고예고기간은 정규

직 해고의 일반적인 경우라고 할 수 있는 통상적인 해고에 있어서의 통

고기간(1개월)을 기준으로 또는 판단하는 것이 옳다. 둘째, 퇴직금을 해

고수당(severance pay)로 파악하는 것은 불합리하다. 왜냐하면 한국의

경우 비자발적으로 회사를 떠나는 근로자뿐만 아니라 자발적으로 회사

를 떠나는 근로자에게도 지급되므로 퇴직금은 해고자에게만 지급되는

해고수당과는 성격이 다르다. 셋째, 기간제 근로에 있어서 계약갱신횟수

가 3회로 제한되는 것으로 파악하고 있으나 실제로는 아무런 법적 제한

이 없다. 물론 이와 같이 해석할 여지가 있는 판례도 보이지만 판례의 입

장은 아직 확립되어 있지 않다. 있으나 아직 주하고 집단해고에 관한 규

제가 매우 낮다는 것도 수긍하기 어렵다.7) OECD는 이러한 한국 정부의

이의제기를 반 하여 2004년의 발표에서는 1999년의 고용보호법제 지수

를 수정하 다. 표에 제시되어 있는 것은 수정된 결과이다.

7) 집단해고규제가 매우 낮은 것은 추가적인 유예기간과 사용자의 특별비용 부담이

없다는 평가에 기인하는 것으로 보인다. 그러나 정작 정규직 보호가 높은 이유로

제시되었던 노조와의 협의기간이 반 되지 않았으며, 정리해고시의 추가통지 요

건인 일정규모 이상인 경우 노조외에 행정기관(노동부)에 신고해야 하는 점이

반 되지 않았다. 따라서 우리나라의 고용보호법제는 OECD의 분석결과에 비해

집단해고의 규제는 더 엄격하다고 보는 것이 타당하다.

제3장 노동시장 규제의 국제비교 35

<표 3-4> OECD의 고용보호법제의 유연성: 정규직

국가

정규고용 보호지수

1980년대 후반 1990년대 후반 2003

호주 1.0 1.5( 6) 1.5( 5)

오스트리아 2.9 2.9(23) 2.4(16)

벨기에 1.7 1.7( 9) 1.7( 8)

캐나다 1.3 1.3( 4) 1.3( 4)

체코 .. 3.3(26) 3.3(26)

덴마크 1.5 1.5( 6) 1.5( 5)

핀란드 2.8 2.3(13) 2.2(12)

프랑스 2.3 2.3(13) 2.5(20)

독일 2.6 2.7(22) 2.7(23)

그리스 2.5 2.3(13) 2.4(16)

헝가리 .. 1.9(11) 1.9(11)

아일랜드 1.6 1.6( 8) 1.6(7)

이태리 1.8 1.8(10) 1.8(10)

일본 2.4 2.4(18) 2.4(16)

한국 .. 2.4(18) 2.4(16)

멕시코 .. 2.3(13) 2.3(14)

네덜란드 3.1 3.1(25) 3.1(25)

뉴질랜드 .. 1.4( 5) 1.7( 8)

노르웨이 2.3 2.3(13) 2.3(14)

폴란드 .. 2.2(12) 2.2(12)

포르투갈 4.8 4.3(28) 4.3(28)

스페인 .. 3.6(26) 3.5(27)

슬로바키아 3.9 2.6(20) 2.6(21)

스웨덴 2.9 2.9(23) 2.9(24)

스위스 1.2 1.2( 3) 1.2( 3)

터키 .. 2.6(20) 2.6(21)

국 0.9 0.9( 2) 1.1( 2)

미국 0.2 0.2( 1) 0.2( 1)

자료 : OECD, Employment Outlook, 1999, 2004.

36 노동시장 유연성의 국제비교

<표 3-5> OECD의 고용보호법제의 유연성: 임시고용과 집단해고

국가

임시고용 보호지수 집단해고 지수

1980년대

후반

1990년대

후반2003

1990년대

후반2003

호주 0.9 0.9( 9) 0.9( 7) 2.9( 9) 2.9(10)

오스트리아 1.5 1.5(14) 1.5(15) 3.3(17) 3.3(18)

벨기에 4.6 2.6(20) 2.6(21) 4.1(25) 4.1(25)

캐나다 0.3 0.3( 1) 0.3( 1) 2.9( 9) 2.9(10)

체코 .. 0.5( 6) 0.5( 5) 2.1( 5) 2.1( 4)

덴마크 3.1 1.4(13) 1.4(14) 3.9(23) 3.9(23)

핀란드 1.9 1.9(18) 1.9(19) 2.6( 8) 2.6( 9)

프랑스 3.1 3.6(24) 3.6(26) 2.1( 5) 2.1( 4)

독일 3.8 2.3(19) 1.8(18) 3.5(20) 3.8(21)

그리스 4.8 4.8(27) 3.3(24) 3.3(17) 3.3(18)

헝가리 .. 0.6( 7) 1.1( 8) 2.9( 9) 2.9(10)

아일랜드 0.3 0.3( 1) 0.6( 6) 2.4( 7) 2.4( 6)

이태리 5.4 3.6(24) 2.1(20) 4.9(28) 4.9(28)

일본 1.8 1.6(15) 1.3(11) 1.5( 2) 1.5( 2)

한국 .. 1.7(17) 1.7(17) 1.9( 4) 1.9( 3)

멕시코 .. 4.0(26) 4.0(27) 3.8(22) 3.8(21)

네덜란드 2.4 1.2(12) 1.2(10) 3.0(15) 3.0(16)

뉴질랜드 .. 0.4( 5) 1.3(11) 0.4( 1) 0.4( 1)

노르웨이 3.5 3.1(22) 2.9(23) 2.9( 9) 2.9(10)

폴란드 .. 0.8( 8) 1.3(11) 4.1(25) 4.1(25)

포르투갈 3.4 3.0(21) 2.8(22) 3.6(21) 3.6(20)

스페인 .. 1.1(10) 0.4( 3) 3.3(17) 2.5( 8)

슬로바키아 3.8 3.3(23) 3.5(25) 3.1(16) 3.1(17)

스웨덴 4.1 1.6(15) 1.6(16) 4.5(27) 4.5(27)

스위스 1.1 1.1(10) 1.1( 8) 3.9(23) 3.9(23)

터키 .. 4.9(28) 4.9(28) 1.6( 3) 2.4( 6)

국 0.3 0.3( 1) 0.4( 3) 2.9( 9) 2.9(10)

미국 0.3 0.3( 1) 0.3( 1) 2.9( 9) 2.9(10)

자료 : OECD, Employment Outlook, 1999, 2004.

제3장 노동시장 규제의 국제비교 37

<표 3-6> OECD의 고용보호법제의 유연성: 종합지수

국 가

고용보호법제 지수

version 1 version 2

1980년대

후반

1990년대

후반2003

1990년대

후반2003

호주 0.9 1.2( 7) 1.2( 6) 1.5( 6) 1.5( 6)

오스트리아 2.2 2.2(16) 1.9(12) 2.4(16) 2.2(16)

벨기에 3.2 2.2(16) 2.2(19) 2.5(17) 2.5(19)

캐나다 0.8 0.8( 3) 0.8( 3) 1.1(4) 1.1( 2)

체코 .. 1.9(11) 1.9(12) 1.9(10) 1.9(11)

덴마크 2.3 1.4( 9) 1.4( 7) 1.8( 9) 1.8( 9)

핀란드 2.3 2.1(14) 2.0(16) 2.2(14) 2.1(14)

프랑스 2.7 3.0(24) 3.0(24) 2.8(22) 2.9(23)

독일 3.2 2.5(20) 2.2(19) 2.6(19) 2.5(19)

그리스 3.6 3.5(26) 2.8(23) 3.5(27) 2.9(23)

헝가리 .. 1.3( 7) 1.5( 8) 1.5( 6) 1.7( 8)

아일랜드 0.9 0.9( 8) 1.1( 4) 1.2( 5) 1.3( 4)

이태리 3.6 2.7(21) 1.9(12) 3.1(24) 2.4(18)

일본 2.1 2.0(12) 1.8(11) 1.9(10) 1.8( 9)

한국 .. 2.0(12) 2.0(16) 2.0(13) 2.0(12)

멕시코 .. 3.1(25) 3.1(25) 3.2(25) 3.2(26)

네덜란드 2.7 2.1(14) 2.1(18) 2.3(15) 2.3(17)

뉴질랜드 .. 0.9( 4) 1.5( 8) 0.8( 2) 1.3(4)

노르웨이 2.9 2.7(21) 2.6(22) 2.7(21) 2.6(21)

폴란드 .. 1.5(10) 1.7(10) 1.9(10) 2.1(14)

포르투갈 4.1 3.7(27) 3.5(27) 3.7(28) 3.5(28)

스페인 .. 2.4(19) 1.9(12) 2.5(17) 2.0(12)

슬로바키아 3.8 2.9(23) 3.1(25) 3.0(23) 3.1(25)

스웨덴 3.5 2.2(16) 2.2(19) 2.6(19) 2.6(21)

스위스 1.1 1.1( 6) 1.1( 4) 1.6( 8) 1.6( 7)

터키 .. 3.8(28) 3.7(28) 3.4(26) 3.5(28)

국 0.6 0.6( 2) 0.7( 2) 1.0( 3) 1.1( 2)

미국 0.2 0.2( 1) 0.2( 1) 0.7( 1) 0.7( 1)

주 : version1은 정규고용 보호지수와 임시고용 보호지수의 단순평균이다.

version2는 정규고용 보호지수와 임시고용 보호지수 및 집단해고 지수를 가

중평균한 것이다.

자료 : OECD, Employment Outlook, 1999, 2004.

38 노동시장 유연성의 국제비교

제3절 Heckman & Pages(2000)의 해고비용 지수

다음으로 소개할 것이 Heckman과 Pages(2000)의 해고비용의 국제비

교이다. 이들의 지수는 모든 국가에서 근속기간별 근로자의 해고확률이

같다는 가정하에서, 각국의 고용보호법제에 따라 신규근로자의 채용시

미래에 기대되는 해고비용의 현재가치가 몇 개월분의 임금에 해당하는

가를 추산한 것이다. Heckman-Pages지표의 구체적인 산정방법은 다음

과 같다.

∈dex t= ∑T

t=1βiδi-1(1-δ)b t+ i+aS

jct+i+(1-a)SP

uct+i

(19)

위의 식에서 β는 할인율로서 모든 국가에 동일한 할인율 8%를 적용

된다. δ는 근로자가 1년간 그 직장에 머무를 확률로서 일률적으로 0.88

로 가정하 다. T는 최대고용기간으로서 편의상 20년을 적용하고 있다.

b t+ i는 t기에 고용된 근속기간 i년인 근로자에게 적용되는 해고의 사

전통고 기간이며, a는 이 해고가 경 상의 해고로 판단될 확률이다.

SPjc와 SP uc는 이 해고가 정당한 해고일 경우와 부당한 해고일 경우

근속기간 i년의 근로자에게 적용되는 해고수당을 표시한다. 미국의 경

우 해고예고기간과 해고수당이 존재하지 않으므로 Heckman-Pages지

수의 값은 0이 된다.

아쉽게도 그들의 연구는 남미국가들에서 정규직에 대한 고용보호의

규제가 선진국에 비하여 얼마나 과도한가를 평가하기 위한 것이기 때문

에 우리나라에 근로기준제도의 해고비용은 계산되지 않고 있다. 그러나

그들의 지수계산방법을 이용하면 우리나라에서의 정규직 근로자의 해고

비용을 용이하게 계산할 수 있다. 우리나라의 경우 근로기준법상 해고예

고기간은 1개월(근로기준법 제32조)이며 따라서 b=1이다. 또 우리나라

의 경우 해고에는 정당한 사유가 필요하므로(근로기준법 제30조) 부당해

제3장 노동시장 규제의 국제비교 39

고의 가능성이 매우 낮은 것으로 해석한다면 a=1이 된다. 문제는 퇴직

금을 해고수당에 포함해야 하는가의 여부이다. 근로기준법 제34조는 사

용자는 계속근속연수 1년에 대하여 30일분 이상의 평균임금을 퇴직금으

로 퇴직하는 근로자에게 지급할 수 있는 제도를 마련해야 한다고 규정하

고 있다. 퇴직금을 해고수당으로 보지 않을 경우 SP jc=0이 되며, 반대

로 퇴직금을 해고수당으로 간주하고 사용자가 퇴직금의 최저한도인 근

속연수당 30일분의 평균임금을 지급한다고 가정하면 SP jc=1이 된다.

퇴직금을 해고비용에 포함시키느냐의 여부에 따라 해고비용도 규모도

크게 달라지는데 전자의 경우에는 0.637개월분의 임금이 해고비용이 되

며 후자의 경우에는 3.868개월분의 임금이 해고비용이 된다.

남미국가들과 비교한 우리나라의 근로기준제도의 해고비용의 상대적

크기는 퇴직금의 해고수당 간주여부에 따라 매우 낮게 혹은 매우 높게

나타난다. 이것이 <표 3-7>에 나타나 있다. 퇴직금을 해고수당으로 인

정하지 않는 경우 우리나라의 정규직 근로자의 해고비용은 대부분의 남

미 국가나 유럽의 국가들보다 낮다. 그러나 퇴직금을 해고수당으로 보

게 되면 대부분의 남미국가들보다도 높게 나타난다.

이상에서 소개된 우리나라 근로기준제도에 대한 외국의 평가를 요약

하면 다음과 같다.

① 우리나라 근로기준제도에 대한 외국의 평가는 조사기관이나 조사

방법에 따라 심한 편차를 보이고 있다. 특히 기업경 자 등에 대한

설문조사에 기초한 평가에서 이러한 경향이 두드러지게 나타난다.

② 근로기준제도 특히 우리나라의 고용보호법제에 대한 외국의 평가

는 대체적으로 일치한다. 우리나라의 경우 OECD 국가 중에서는

고용보호가 상대적으로 강한 나라로 인식되고 있다.

③ 고용보호와는 직접적으로 관련되어 있지 않지만 사용자의 해고비

용으로 기능할 수 있는 퇴직금제도를 어떻게 평가하느냐에 따라서

우리법제의 고용보호의 정도에 대한 평가가 크게 달라질 수 있다.

이는 퇴직금제도가 우리법제에 특유한 제도로서 해석 여하에 따라

서는 해고수당과 유사한 기능을 한다고 볼 수 있기 때문이다.

40 노동시장 유연성의 국제비교

<표 3-7> 정규직 근로자의 해고비용: Heckman and Pages(2000)

국가 고용보호지수1) 순위

미 국 0.000 1

뉴질랜드 0.221 2

오스트레일리아 0.443 3

캐나다 0.553 4

한 국(I)2) 0.637 5

노르웨이 0.912 6

독 일 1.140 7

프랑스 1.143 8

폴란드 1.219 9

스위스 1.247 10

국 1.457 11

벨기에 1.729 12

오스트리아 1.784 13

브라질 1.785 14

그리스 1.804 15

기아나 1.890 16

자메이카 1.920 17

파라과이 2.168 18

우루과이 2.232 19

트리니다드 토바고 2.548 20

니카라과 2.563 21

파나마 2.718 22

도미니카공화국 2.814 23

베네수엘라 2.955 24

아르헨티나 2.977 25

코스타리카 3.121 26

멕시코 3.126 27

엘살바도르 3.134 28

스페인 3.156 29

칠 레 3.380 30

콜롬비아 3.493 31

온두라스 3.530 32

페 루 3.796 33

한 국(II)3) 3.863 34

터 키 3.973 35

364.035에콰도르374.166포르투갈384.756볼리비아

주 : 1) 지수의 값은 해고비용이 몇 개월분의 임금에 해당하는가를 표시한다.

2) 한국(I)은 퇴직금을 해고수당이 아니라고 간주한 것이다.

3) 한국(II)는 퇴직금을 해고수당이라고 간주한 것이다.

제3장 노동시장 규제의 국제비교 41

제4절 Djankov등(2003)의 노동시장 규제 지수

Djankov등은 1997년을 기준으로 세계 85개국 근로자들의 보호와 관

련된 법제를 분석한 새로운 자료를 구성하 다. 그들은 근로자 보호를

세 가지 법적 역, 즉 고용관계법(employment laws), 집단적 노사관계

법(industrial relations laws), 사회보장법(social security laws)으로 나

누고 각각의 분야에 대한 지수를 산출하 다.

Djankov등의 연구에서는 국가 간 정확한 비교를 위하여 다음의 같은

특징을 가진 “표준화된” 남성 근로자를 선정하여 지수를 산정하고 있다.

(i) 20년간 동일 회사에서 근무한 관리직이 아닌(non-executive) 풀타임

근로자 (ii) 근로소득이 전체 고용기간 동안의 해당 국가 근로자 1인당

GNP와 동일한 근로자 (iii) 경제활동을 하지 않는 아내와 2명의 자녀로

구성된 가족과 함께 인구 도가 높은 도시에 거주하는 근로자 (iv) 대다

수 국민과 동일한 인종과 종교를 가진 내국인 근로자 (v) (노조 가입이

의무가 아니라면) 노조원이 아닌 근로자. 또한 사회보장법에 있어서는

근로자는 국가별로 법에 명시된 퇴직연령에 퇴직한다고 가정한다(질병

은 2개월간, 실업은 기간은 1년 간 지속된다).

또한 사용자는 다음과 같은 특징이 있는 “표준화된” 사용자를 상정한

다. (i) 내국인 소유의 제조업 기업 (ii) 법적 주소와 주요 사무소가 가장

인구 도가 높은 도시에 위치한 기업 (iii) 근로자 수는 201명인 기업

(iv) 모든 법률와 규칙을 준수하나, 근로자에게 법적 의무 이상의 특권

을 주지는 않는 기업

그리고 규제지수를 산정함에 있어 (i) 법률에서 표준적인 기간과 연장

기간을 제시한 경우는 전자를 선택하고 (ii) 월간 일수는 30일, 월간 근

무일수 22일, 주당 근무일수 5일이라고 가정하며 (iii) 보완적인 보호기

제(complementary coverage mechanism)가 있는 경우, 모든 적용 가능

한 메커니즘이 고려하고 있다.

본 연구와 직접적인 관련이 있는 분야는 주로 고용관계법

42 노동시장 유연성의 국제비교

(employment laws)이므로 여기에서는 고용관계법과 관련된 지수들이

어떻게 산정되었는지를 자세히 소개하기로 한다. 집단적 노사관계법과

사회보장법에 대해서는 국가별 지수를 소개하는 것에 그치기로 하겠다.

고용관계법은 개별 근로계약의 형성, 개별 근로계약의 법정최저기간

(mandatory minimum terms)과 조건, 계약관계의 종결을 포함한 개별

적인 근로관계를 규율한다. 따라서 고용관계법의 규정들을 세 가지

역(area)으로 분류하면, (i) 대체적 (alternative) 형태의 고용계약 (ii) 근

로조건 (iii) 고용보장으로 나눌 수 있다. 각각의 역에 대해 몇 가지 지

표들을 수집하여 하위 지수로 산정하고, 그 다음에 이를 이용하여 고용

관계법 지수를 산정한다.8)

고용법 조항의 첫 번째 역(area)은 대체적 형태의 고용과 관련된 규

제들을 다룬다. 대체적 고용형태 계약의 규제가 전형계약의 규제 보다

좀더 유연하다면, 전형계약상의 규제를 회피하는데 대체적 계약이 사용

된다. 전형계약을 대체하는 세 가지 형태로는 파트타임, 유기

(fixed-term), 가사노동(family member)계약을 상정하고 있다. 이러한

계약에 따라 고용된 근로자는 일반적으로 급여가 낮고, 해고가 좀더 용

이하다. 대체고용계약 하위 지표상의 지수들은 이러한 계약의 허용정도

와 특징들을 모두 다루고 있다.

두 번째 역은 근로조건의 규제이다. 이와 관련된 법적 규제들은 주

로 다음과 같은 세 가지 역이다. (i) 근로시간 규율에 있어서의 유연성

(휴게, 주당 최대 근로시간, 초과근로수당, 야간·주말근무 제한); (ii) 비

근로일에 대한 의무지급(연차, 휴가, 출산휴가 포함); (iii) 최저임금 입

법등이 그것이다.

세 번째 역은 (i) 해고사유; (ii) 해고절차; (iii) 해고통지 기간; (iv)

해고수당; (v) 해고에 대한 헌법상 보호원리를 포함하는 고용보장 혹은

해고에 대한 법적 보호와 관련된다.

해고사유에 관한 원칙에는 근로관계의 양당사자가 언제든지 혹은 합

의에 포함되지 사유를 제외하고는 아무제한 없이 근로관계를 종결할 수

있는 ‘contract at will'에서부터, 양 당사자의 합의로 배제할 수 없는 정

8) 노사관계법과 사회보장법도 유사한 절차에 따르고 있다.

제3장 노동시장 규제의 국제비교 43

당한 사유가 있어야만 해고가 가능한 경우 그리고 경제적 필요(과잉인

원)로 인한 해고는 정당한 해고사유에 포함되지 않는 경우까지 매우 다

양하다. 그리고 법이 고지의무를 부과하거나 혹은 노조, 근로자 위원회,

공공고용 서비스, 근로감독관, 판사의 승인을 요구하는 등 해고의 자유

를 제한할 수도 있다. 또한 해고에 앞서 복직 조치(재훈련과 기업 내에

서의 다른 일자리 배치)를 요구하고 해고 또는 일시 해고 근로자의 재

고용에 관한 우선권을 정하고 있는 경우도 있다. 고용보장 규제는 해고

의 시기와 비용을 포함한다. 일부 국가들에서는 긴 사전통지 기간을 요

구하고, 다른 국가들에서는 이 문제를 개별 근로계약에 위임한다. 마찬

가지로 근로계약의 종결 시 해고수당의 지불 여부, 일정액의 지급으로

해고의 사전 통지에 갈음할 수 있는지의 여부 등도 고려된다.

집단적 노사관계법은 (i) 단체교섭; (ii) 근로자의 기업 경 참여 (iii)

분쟁해결(파업과 공장폐쇄)의 세 가지 역에 각각 지수를 산정하고 이

를 기초로 집단적 노사관계법 지수를 산정하고 있다. 사회보장법에 대

해서는 Esping-Anderson의 탈상품화 지수 산정방식을 따라서 특정 국

가의 법률이 (i) 노령, 장애, 사망 (ii) 질병과 건강 (iii) 실업 등의 위험을

커버하는 강제적이고 포괄적인 사회보장 체계를 제공하는지를 측정하

여 더미변수화하고 있다.

<표 3-8>은 조사대상 국가의 고용관계법 지수를 보여주고 있다. 우

리나라의 고용관계법 지수는 1.36으로 전체 국가 평균인 1.58, 전체 국

가의 중위값인 1.66보다 낮은 수치를 보이고 있고 고용관계법이 평균

이상으로 유연한 편에 속한다. 한편 1인당 GNP를 기준으로 하위 25%,

중위 50%, 상위 25%의 세 집단으로 국가를 분류하여 각각의 집단의 평

균과 중위값을 보여주고 있다. <표 3-9>에 의하면 소득수준이 낮은 그

룹과 중위 그룹 간에 고용관계법 지수상의 통계적으로 유의미한 차이는

보이지 않으나 중위그룹과 상위그룹 사이에는 통계적으로 유의미한 차

이가 나타난다. 중위그룹의 고용관계법 지수는 평균 1.70 중위값 1.75인

반면 상위그룹의 고용관계법 지수는 평균 1.24 중위값 1.25이다. 따라서

우리나라의 고용보호지수는 소득수준이 낮은 중위그룹보다는 유연하지

만 소득수준 상위그룹에는 미치지 못하는 것으로 나타나고 있다.

44 노동시장 유연성의 국제비교

한편 우리나라 고용관계법의 하위지수를 대체적 형태의 고용계약이

0.35, 근로조건이 0.75, 고용보장은 0.26이다. 조사대상 국가의 전체 평균

은 각각 0.59, 0.63, 0.35로 나타난다. 전체 평균과 비교하 을 때 우리나

라는 대체적 형태의 고용계약이나 고용보장에 대한 규제는 적은 반면

근로조건에 대한 규제는 심한 것으로 판단할 수 있다. 중위그룹(0.61,

0.69, 0.40) 국가와 비교할 때에도 동일한 결론이 도출된다. 상위그룹

(0.57, 0.43, 0.24)과 비교할 경우에는 고용보장은 거의 동일한 수준이나

대체적 고용형태에 관한 규제는 매우 적은 반면 근로조건에 대해서는

지나치게 과도한 규제가 행하여지고 있다고 할 수 있다.

우리나라의 노사관계법 지수는 <표 3-10>에 나타난 바와 같이 1.69

로 전체 평균 1,24, 중위그룹국가 평균 1,38, 상위그룹국가 평균 1.13을

모두 상회하는 것으로 나타난다. 이는 우리나라의 집단적 노사관계법이

당사자 자치주의 보다는 지나치게 규제적 차원에서 접근하고 있다는 증

거가 될 수 있다.

마지막으로 <표 3-12>에 나타난 우리나라의 사회보장법 지수는 2.03

으로 소득수준이 상위그룹인 국가에 접근하고 있다. 전체 국가 평균인

1.67, 중위그룹 국가 평균인 1.82보다는 높지만 선진국 평균인 2.18에는

조금 미치지 못한다. 제도적 측면에서 우리나라의 사회보장 입법은 선

진국 수준에 많이 접근하고 있다고 할 수 있다.

제3장 노동시장 규제의 국제비교 45

<표 3-8> 고용관계법 지수: Djankov et al.(2003)

국가

고용관계법

대체적

형태의

고용계약

근로조건 고용 보장고용관계법

지수

1인당 GNP 하위 25%

모잠비크 0.72 079 0.71 2.23

말라위 0.56 0.73 0.44 1.72

탄자니아 0.58 0.68 0.50 1.76

부르키나파소 0.68 0.75 0.23 1.65

마다가스카르 0.68 0.77 0.56 2.01

말리 0.68 0.83 0.21 1.72

나이지리아 0.44 0.64 0.26 1.35

우간다 0.44 0.77 0.50 1.71

베트남 0.66 0.75 0.43 1.83

케냐 0.56 0.48 0.17 1.21

잠비아 0.56 0.59 0.00 1.15

가나 0.22 0.75 0.16 1.13

몽골리아 0.56 0.63 0.19 1.38

인도 0.48 0.63 0.19 1.30

키르키즈스탄 0.78 0.87 0.36 2.01

파키스탄 0.32 0.68 0.18 1.17

아르메니아 0.66 0.83 0.40 1.88

세네갈 0.64 0.74 0.29 1.66

Georgia 0.66 0.63 0.51 1.80

중국 0.56 0.65 0.42 1.62

짐바브웨 0..56 0.11 0.20 0.87

스리랑카 0.56 0.52 0.42 1.50

46 노동시장 유연성의 국제비교

국가

고용관계법

대체적

형태의

고용계약

근로조건 고용보장고용관계법

지수

볼리비아 0.39 0.87 0.57 1.82

우크라이나 0.72 0.84 0.68 2.24

인도네시아 0.83 0.50 0.43 1.75

불가리아 0.55 0.88 0.31 1.74

평균 0.58 0.69 0.36 1.62

중위값(median) 0.56 0.73 0.38 1.72

1인당 GNP 중위 50%

이집트 0.56 0.77 0.46 1.78

필리핀 0.39 0.65 0.57 1.61

모로코 0.56 0.61 0.11 1.28

카자흐스탄 0.66 0.81 0.59 2.07

루마니아 0.65 0.81 0.30 1.76

에콰도르 0.57 0.62 0.67 1.86

요르단 0.39 0.52 0.55 1.46

도미니카 공화국 0.56 0.77 0.33 1.65

자메이카 0.56 0.48 0.13 1.16

튀니지 0.81 0.49 0.38 1.68

리투아니아 0.62 0.85 0.34 1.81

라트비아 0.56 0.81 0.41 1.77

페루 0.23 0.74 0.70 1.67

콜롬비아 0.56 0.82 0.62 1.99

러시아 연방 0.78 0.75 0.68 2.21

제3장 노동시장 규제의 국제비교 47

국가

고용관계법

대체적

형태의

고용계약

근로조건 고용보장고용관계법

지수

타이 0.74 0.62 0.43 1.78

파나마 0.87 0.84 0.67 2.38

터키 0.72 0.81 0.20 1.74

레바논 0.36 0.45 0.40 1.20

베네수엘라 0.85 0.84 0.64 2.32

폴란드 0.56 0.89 0.46 1.90

남아프리카 0.56 0.33 0.16 1.04

멕시코 0.53 0.77 0.71 2.01

슬로바키아 0.55 0.86 0.61 2.02

크로아티아 0.83 0.88 0.42 2.12

헝가리 0.62 0.90 0.22 1.74

말레이시아 0.56 0.22 0.09 0.87

브라질 0.85 0.86 0.69 2.40

칠레 0.70 0.55 0.31 1.56

체코 0.33 0.63 0.35 1.31

우루과이 0.72 0.52 003 1.27

아르헨티나 0.39 0.72 0.44 1.55

슬로베니아 0.68 0.87 0.45 2.00

대만 0.87 0.54 0.34 1.75

포르투갈 0.83 0.84 0.70 2.36

한국 0.35 0.75 0.26 1.36

그리스 0.83 0.78 0.29 1.89

스페인 0.83 0.85 0.50 2.18

뉴질랜드 0.56 0.47 0.04 1.03

이스라엘 0.56 0.56 0.16 1.28

48 노동시장 유연성의 국제비교

국가

고용관계법

대체적 형태의

고용계약근로조건 고용보장

고용관계

법 지수

아일랜드 0.56 0.36 0.12 1.04

평균 0.61 0.69 0.40 1.70

중위값(median) 0.56 0.75 0.41 1.75

1인당 GNP 상위 25%

캐나다 0.56 0.49 0.17 1.22

이탈리아 0.76 0.51 0.24 1.51

국 0.56 0.26 0.20 1.02

호주 0.22 0.55 0.14 0.92

홍콩 0.56 0.19 0.01 0.76

핀란드 0.78 0.38 0.57 1.73

프랑스 0.74 0.54 0.31 1.59

벨기에 0.72 0.82 0.22 1.77

네덜란드 0.56 0.76 0.37 1.68

싱가포르 0.56 0.19 0.11 0.85

스웨덴 0.37 0.30 0.39 1.05

오스트리아 0.22 0.40 0.18 0.80

독일 0.72 0.35 0.50 1.57

미국 0.56 0.29 0.08 0.92

덴마크 0.56 0.27 0.12 0.95

노르웨이 0.61 0.37 0.30 1.29

일본 0.59 0.64 0.19 1.42

스위스 0.56 0.46 0.26 1.28

평균 0.57 0.43 0.24 1.24

중위값(median) 0.56 0.39 0.21 1.25

전체 국가 평균 0.59 0.63 0.35 1.58

전체국가 중위값 0.56 0.65 0.34 1.66

제3장 노동시장 규제의 국제비교 49

<표 3-9> 소득수준에 따른 고용관계법 지수의 차이

국가

고용관계법

대체적 형태의

고용계약근로조건 고용보장

고용관계

법 지수

t-검증: 평균

하위 25%

vs 중위 50%-1.19 -0.88 -2.07

**-1.97

*

하위 25%

vs 상위 25%0.11 4.70 2.28 3.46***

중위 50%

vs 상위 25%1.24 6.10 4.43

***5.67

***

z-stats: 중위값(median)

하위 25%

vs 중위 50%-1.06 -1.40 -1.97

*-1.99

**

하위 25%

vs 상위 25%0.10 3.95*** 2.26** 3.06***

중위 50%

vs 상위 25%1.10 4.70

***3.94

***4.67

***

주 : *** 1%수준에서 유의함, ** 5%수준에서 유의함, * 10% 수준에서 유의함

50 노동시장 유연성의 국제비교

<표 3-10> 노사관계법 지수: Djankov et al.(2003)

국가

노사관계법

단체협상근로자의

경 참여

분쟁해결

(파업과

공장폐쇄)

노사관계

법 지수

1인당 GNP 하위 25%

모잠비크 0.44 0.00 0.80 1.24

말라위 0.44 0.00 0.25 0.69

탄자니아 0.11 0.25 0.38 0.74

부르키나파소 0.56 0.00 0.77 1.32

마다가스카르 0.78 0.00 0.62 1.39

말리 0.44 0.00 0.70 1.14

나이지리아 0.22 0.00 0.25 0.47

우간다 0.78 0.00 0.32 1.09

베트남 0.33 0.75 0.62 1.70

케냐 0.44 0.00 0.30 0.74

잠비아 0.22 0.25 0.22 0.69

가나 0.86 0.25 0.35 1.49

몽골리아 0.17 0.00 0.40 0.57

인도 0.00 0.58 0.50 1.08

키르키즈스탄 0.33 0.25 0.57 1.15

파키스탄 0.11 0.25 0.45 0.81

아르메니아 0.44 0.00 0.75 1.19

세네갈 0.78 0.00 0.63 1.41

Georgia 0.44 0.25 0.68 1.38

중국 0.00 1.00 0.40 1.40

짐바브웨 0.44 0.25 0.52 1.21

스리랑카 0.44 0.25 0.58 1.28

볼리비아 0.44 0.00 0.67 1.11

우크라이나 0.56 0.25 0.62 1.42

제3장 노동시장 규제의 국제비교 51

국가

노사관계법

단체협상근로자의

경 참여

분쟁해결

(파업과

공장폐쇄)

노사관계

법 지수

인도네시아 0.22 0.00 0.57 0.79

불가리아 0.44 0.25 0.55 1.24

평균 0.40 0.19 0.52 1.11

중위값(median) 0.44 0.13 0.56 1.17

1인당 GNP 중위 50%

이집트 0.44 1.00 0.30 1.74

필리핀 0.89 0.50 0.65 2.04

모로코 0.33 0.00 0.88 1.22

카자흐스탄 0.78 0.025 0.83 1.86

루마니아 0.89 0.00 0.70 1.59

에콰도르 0.78 0.00 0.83 1.61

요르단 0.56 0.00 0.45 1.01

도미니카 공화국 0.56 0.00 0.38 0.94

자메이카 0.44 .00 0.15 0.59

튀니지 0.44 0.25 0.32 1.01

리투아니아 0.44 0.00 0.65 1.09

라트비아 0.67 0.25 0.70 1.62

페루 0.89 0.58 0.82 2.29

콜롬비아 0.78 0.33 0.70 1.81

러시아 연방 0.78 0.25 0.62 1.64

타이 0.67 0.00 0.32 0.98

파나마 0.44 0.00 0.80 1.24

터키 0.89 0.00 0.55 1.44

레바논 0.22 0.00 0.53 0.76

베네수엘라 0.89 0.00 0.57 1.46

52 노동시장 유연성의 국제비교

국가

노사관계법

단체협상근로자의

경 참여

분쟁해결

(파업과

공장폐쇄)

노사관계

법 지수

폴란드 0.89 0.25 0.50 1.64

남아프리카 0.89 0.25 0.60 1.74

멕시코 0.89 0.00 0.72 1.61

슬로바키아 0.89 0.00 0.45 1.34

크로아티아 0.56 0.25 0.45 1.26

헝가리 0.89 0.25 0.60 1.74

말레이시아 0.00 0.00 0.42 0.42

브라질 0.56 0.75 0.55 1.86

칠레 0.78 0.00 0.40 1.18

체코 0.22 0.25 0.30 0.77

우루과이 0.56 0.00 0.47 1.02

아르헨티나 0.89 0.33 0.72 1.94

슬로베니아 0.44 0.75 0.57 1.76

대만 0.33 0.42 0.35 1.10

포르투갈 0.89 0.75 0.62 2.26

한국 0.89 0.25 0.55 1.69

그리스 0.44 0.25 0.57 1.26

스페인 0.89 0.58 0.65 2.12

뉴질랜드 0.00 0.00 0.43 0.43

이스라엘 0.22 0.00 0.32 0.54

아일랜드 0.56 0.00 0.43 0.99

평균 0.62 0.21 0.55 1.38

중위값(median) 0.67 0.25 0.55 1.44

1인당 GNP 상위 25%

캐나다 0.11 0.00 0.22 0.33

제3장 노동시장 규제의 국제비교 53

국가

노사관계법

단체협상근로자의

경 참여

분쟁해결

(파업과

공장폐쇄)

노사관계

법 지수

이탈리아 0.78 0.50 0.75 2.03

국 0.00 0.00 0.25 0.25

호주 0.22 0.00 0.52 0.74

홍콩 0.44 0.00 0.60 1.04

핀란드 0.44 0.25 0.25 0.94

프랑스 0.78 0.75 0.60 2.13

벨기에 0.44 0.25 0.33 1.03

네덜란드 0.22 0.58 0.47 1.27

싱가포르 0.11 0.00 0.53 0.64

스웨덴 0.67 0.25 0.52 1.43

오스트리아 0.11 0.50 0.23 0.84

독일 0.78 0.50 0.48 1.76

미국 0.11 0.00 0.25 0.36

덴마크 0.33 0.50 0.20 1.03

노르웨이 0.56 1.00 0.58 2.14

일본 1.00 0.00 0.53 1.53

스위스 0.33 0.00 0.43 0.77

평균 0.41 0.28 0.43 1.13

중위값(median) 0.39 0.25 0.48 1.03

전체 국가 평균 0.51 0.22 0.51 1.24

전체 국가 중위값 0.44 0.25 0.53 1.24

54 노동시장 유연성의 국제비교

<표 3-11> 소득수준에 따른 노사관계법 지수의 차이

국가

노사관계법

단체협상근로자의

경 참여

분쟁해결

(파업과

공장폐쇄)

노사관계

법 지수

t-검증: 평균

하위 25%

vs 중위 50%-3.47*** -0.33 -1.33 -2.84***

하위 25%

vs 상위 25%0.12 -0.51 1.49 0.29

중위 50%

vs 상위 25%3.38*** -0.30 3.16*** 2.63**

z-stats: 중위값(median)

하위 25%

vs 중위 50%-3.33*** -0.54 -1.22 -2.62***

하위 25%

vs 상위 25%0.22 -0.32 1.44 0.80

중위 50%

vs 상위 25%3.12

***0.00 3.04

***2.47

**

주: *** 1%수준에서 유의함, ** 5%수준에서 유의함, * 10% 수준에서 유의함

제3장 노동시장 규제의 국제비교 55

<표 3-12> 사회보장법 지수: Djankov et al.(2003)

국가

노령,

장애,

사망의

위험

보장

노령,

장애,

사망

급여

질병의

위험

보장

질병과

의료

급여

실업의

위험

보장

실업

급여

사회보

장법

지수

1인당 GNP 하위 25%

모잠비크 1 0.00 1 0.69 0 0.00 0.69

말라위 0 0.00 0 0.00 0 0.00 0.00

탄자니아 1 0.26 0 0.00 0 0.00 0.26

부르키나파소 1 0.43 0 0.00 0 0.00 0.43

마다가스카르 1 0.56 0 0.00 0 0.00 0.56

말리 1 0.49 0 0.00 0 0.00 0.49

나이지리아 1 0.55 1 0.48 0 0.00 1.03

우간다 1 0.33 0 0.00 0 0.00 0.33

베트남 1 0.62 1 0.94 0 0.00 1.55

케냐 1 0.33 1 0.61 0 0.00 0.93

잠비아 1 0.32 0 0.00 0 0.00 0.32

가나 1 0.47 0 0.00 0 0.00 0.47

몽골리아 1 0.00 1 0.85 1 0.82 1.68

인도 1 0.43 1 0.77 0 0.00 1.20

키르키즈스탄 1 0.57 1 0.97 1 0.82 2.36

파키스탄 1 0.53 1 0.86 0 0.00 1.39

아르메니아 1 0.47 1 0.98 1 0.75 2.21

세네갈 1 0.51 1 0.64 0 0.00 1.15

Georgia 1 0.60 0 0.00 1 0.75 1.35

중국 1 0.56 1 0.96 1 0.72 2.24

짐바브웨 1 0.48 0 0.00 1 0 0.00

스리랑카 1 0.59 0 0.00 1 0 0.00

볼리비아 1 0.23 1 0.88 0 0.00 1.11

우크라이나 1 0.57 1 1.00 1 0.91 2.48

인도네시아 1 0.53 0 0.00 0 0.00 0.53

56 노동시장 유연성의 국제비교

국가

노령,

장애,

사망의

위험

보장

노령,

장애,

사망

급여

질병의

위험

보장

질병과

의료

급여

실업의

위험

보장

실업

급여

사회보

장법

지수

불가리아 1 0.60 1 0.81 1 0.84 2.25

평균 0.96 0.42 0.54 0.44 0.27 0.22 1.08

중위값 1.00 0.49 1.00 0.55 0.00 0.00 0.98

1인당 GNP 중위 50%

이집트 1 0.56 1 0.85 1 0.80 2.22

필리핀 1 0.62 1 0.87 0 0.00 1.49

모로코 1 0.68 1 0.87 0 0.00 1.54

카자흐스탄 1 0.56 0 0.00 0 0.00 0.56

로마니아 1 0.52 1 0.75 1 0.82 2.09

에콰도르 1 0.62 1 0.79 1 0.49 1.90

요르단 1 0.63 0 0.00 0 0.00 0.63

도미니카공화국 1 0.63 1 0.81 0 0.00 1.44

자메이카 1 0.50 0 0.00 0 0.00 0.50

튀니지 1 0.68 1 0.75 1 0.69 2.12

리투아니아 1 0.48 1 0.96 1 0.74 2.18

라트비아 1 0.51 1 0.80 1 0.80 2.11

페루 1 0.42 1 0.82 0 0.00 1.24

콜롬비아 1 0.66 1 0.79 1 0.85 2.30

러시아 연방 1 0.57 1 10.. 1 0.90 2.47

타이 1 0.62 1 0.79 0 0.00 1.10

파나마 1 0.69 1 0.86 1 0.60 2.15

터키 1 0.67 1 0.72 0 0.00 1.38

레바논 1 0.56 1 0.62 0 0.00 1.18

베네수엘라 1 0.64 1 0.84 1 0.63 2.11

폴란드 1 0.33 1 0.74 1 0.83 1.90

남아프리카 1 0.34 1 0.61 1 0.73 1.69

제3장 노동시장 규제의 국제비교 57

국가

노령,

장애,

사망의

위험

보장

노령,

장애,

사망

급여

질병의

위험

보장

질병과

의료

급여

실업의

위험

보장

실업

급여

사회보

장법

지수

멕시코 1 0.73 1 0.80 0 0.00 1.52

슬로바키아 1 0.56 1 0.86 1 0.79 2.22

크로아티아 1 0.49 1 0.76 1 0.80 2.05

헝가리 1 0.55 1 0.83 1 0.78 2.17

말레이시아 1 0.57 0 0.00 0 0.00 0.57

브라질 1 0.51 1 0.58 1 0.56 1.65

칠레 1 0.46 1 0.79 1 0.73 1.98

체코 1 0.51 1 0.80 1 0.74 2.05

우루과이 1 0.48 1 0.75 1 0.76 1.98

아르헨티나 1 0.37 1 0.94 1 0.85 2.15

슬로베니아 1 0.53 1 0.82 1 0.86 2.21

대만 1 0.67 1 0.75 1 0.67 2.09

포르투갈 1 0.59 1 0.70 1 0.85 2.15

한국 1 0.60 1 0.72 1 0.72 2.03

그리스 1 0.71 1 0.78 1 0.80 2.28

스페인 1 0.73 1 0.76 1 0.81 2.30

뉴질랜드 1 0.84 1 0.75 1 0.56 2.15

이스라엘 1 0.69 1 0.84 1 0.85 2.37

아일랜드 1 0.72 1 0.59 1 0.76 2.08

평균 1.00 0.58 0.90 0.71 0.71 0.53 1.82

중위값 1.00 0.57 1.00 0.79 1.00 0.73 2.05

1인당 GNP 상위 25%

캐나다 1 0.74 1 0.89 1 0.70 2.33

이탈리아 1 0.64 1 0.88 1 0.73 2.26

국 1 0.61 1 0.68 1 0.78 2.06

58 노동시장 유연성의 국제비교

국가

노령,

장애,

사망의

위험

보장

노령,

장애,

사망

급여

질병의

위험

보장

질병과

의료

급여

실업의

위험

보장

실업

급여

사회보

장법

지수

호주 1 0.75 1 0.72 1 0.79 2.25

홍콩 1 0.81 1 0.91 1 0.72 2.44

핀란드 1 0.71 1 0.81 1 0.91 2.43

프랑스 1 0.83 1 0.65 1 0.82 2.29

벨기에 1 0.50 1 0.55 1 0.86 1.91

네덜란드 1 0.48 1 0.68 1 0.68 1.83

싱가포르 1 0.56 1 0.80 0 0.00 1.36

스웨덴 1 0.82 1 0.85 1 0.94 2.61

오스트리아 1 0.54 1 0.90 1 0.63 2.06

독일 1 0.69 0.53 1 0.78 2.00

미국 1 0.57 1 0.67 1 0.66 1.90

덴마크 1 0.82 1 0.99 1 0.90 2.70

노르웨이 1 0.74 1 0.94 1 0.82 2.50

일본 1 0.61 1 0.54 1 0.82 1.97

스위스 1 0.65 1 0.86 1 0.74 2.26

평균 1.00 0.67 1.00 0.77 0.94 0.74 2.18

중위값 1.00 0.67 1.00 0.81 1.00 0.78 2.26

전체 국가 평균 0.99 0.55 0.81 0.64 0.62 0.48 1.67

전체 국가 중위 1.00 0.56 1.00 0.76 1.00 0.70 1.98

제3장 노동시장 규제의 국제비교 59

<표 3-13> 소득수준에 따른 사회보장법 지수의 차이

국가

노령,

장애,

사망의

위험

보장

노령,

장애,

사망

급여

질병의

위험

보장

질병과

의료

급여

실업의

위험

보장

실업

급여

사회보

장법

지수

t-검증: 평균

하위 25%

vs 중위 50%-1.39 3.82

a-3.62

a-3.49

a-3.62

a-3.52

a-4.86

a

하위 25%

vs 상위 25%-0.98 -5.51a -4.47a -3.76a -6.93a -6.72a -7.27a

중위 50%

vs 상위 25%n.a. -4.15a -1.66 -0.92 -2.60b -2.62b -3.06a

z-stats: 중위값(median)

하위 25%

vs 중위 50%-1.38 -3.35

a-3.32

a-2.34

b-3.31

a-3.09

a-3.85

a

하위 25%

vs 상위 25%-0.98 -4.72a -3.71a -2.39b -4.76a -4.27a -4.69a

중위 50%

vs 상위 25%n.a. -3.57a -1.63 -0.23 -2.49b -1.91c -2.76a

주 : *** 1%수준에서 유의함, ** 5%수준에서 유의함, * 10% 수준에서 유의함.

제5절 우리나라 노동시장 규제의 평가

지금까지 우리나라의 노동시장 규제 정도에 관한 객관적인 평가를 위

하여 노동시장 규제에 관한 인지도가 높거나 비교적 합리적인 대표적인

지수들을 소개하 다. 이들을 기초로 판단한 우리나라 노동시장규제의

특징을 요약하면 다음과 같다.

첫째, 우리나라의 전반적인 노동시장의 규제수준은 소득수준이 중위

국가들보다는 낮고 선진국 수준보다는 높다고 할 수 있다. 이는 IMD를

60 노동시장 유연성의 국제비교

제외한 모든 조사결과에서 일치되어 나타난다.

둘째, 노동시장의 유연성에 직접적인 향을 미치는 고용보호법제를

놓고 평가한 경우에도 유사한 결론이 도출된다. OECD의 고용보호법제

나 Djnkov등의 고용관계법 지수는 우리나라의 고용관련 규제가 선진국

과 유사한 수준임을 보여준다. 물론 법제의 전통에 따라 편차가 존재하

기는 하지만9) 우리나라의 전반적인 고용관련 규제는 개발도상국에 비

해서는 유연하지만 선진국에 비해서는 약간 높다고 할 수 있다. 단

Heckman & Pages의 연구에서 보여주듯이 퇴직금을 해고수당으로 간

주할 수 있느냐에 따라 고용규제의 정도가 달라질 여지는 있다.

셋째, 우리나라의 고용관련 규제를 세부항목별로 자세히 검토해 보면

고용보장관련 규제는 선진국과 유사한 수준인 반면 대체적 고용형태에

관한 사용에 관한 규제 정도는 선진국에 비해서 자유로운 편이다. 특이

한 점은 근로시간 규제, 연차, 휴가, 출산휴가 관련 규제, 최저임금 입법

등 근로조건에 관한 규제 정도가 매우 높은 수준인 것으로 나타난다.

넷째, 우리나라는 집단적 노사관계법의 규제 정도가 매우 높은 것으

로 평가된다. 노사관계법의 규제적 측면은 노사관계의 비생산성(IMD의

평가)과 맞물려 우리나라 노사관계 법제와 관행의 시급한 개선이 필요

하다는 점을 시사해 주고 있다.

9) 고용보호법제를 통한 노동시장 유연성의 국제비교시에 반드시 유의할 점이 있

다. 미법계 국가들과 대륙법계 국가들 사이에 존재하는 기본적인 법원칙의 차

이이다. 미법계의 국가에서는 해고자유의 원칙(employment at will)이 지배하

고 있다. 이 원칙에 따르면 기사용자는 근로자를 자유롭게 해고할 수 있다. 이를

뒤집어 말하면 모든 해고는 차별금지 등의 다른 법원칙에 저촉되지 않는 한 정

당한 해고이다. 따라서 미법계 국가에서의 고용보호의 정도는 매우 낮을 수밖

에 없다. 이에 반해 대륙법계 국가에서는 해고에 있어서 정당한 사유(just cause)

를 요구한다. 정당한 사유에 의하지 않는 해고는 무효이다. 그리고 이에 추가하

여 해고를 제한하기 위한 엄격한 절차규정들을 마련하고 있다. 따라서 대륙법계

국가에서의 고용보호 정도는 미법계 국가와 비교할 때 상대적으로 높다. 우리

나라의 법제는 대륙법계의 전통에 따르고 있다. 특기할 만한 점은 대륙법계 국가

이면서도 낮은 수준의 고용보호 수준을 유지하고 있는 나라들이 있다는 점이다.

대표적인 예가 스위스, 덴마크, 핀란드이다. 특히 덴마크는 소위 유연적 안정성

(flexsecurity) 모델에 바탕을 두고 1980년대와 1990년대에 걸쳐 고용보호의 완

화 등을 내용으로 하는 노동시장 개혁에 성공한 것으로 평가되는 나라이다(Auer

and Cases, 2003).

제4장 노동시장 규제와 경제성과 61

제4장

노동시장 규제와 경제성과

제1절 노동시장 규제와 고용

노동시장 규제를 논의하는 이유는 노동시장규제가 노동시장과 경제

전반의 성과(performance)에 미치는 향이 막대하기 때문이다. 이 절

에서는 실증분석을 통해 노동시장 규제 특히 고용보호규제가 고용과 고

용형태 및 실업에 어떤 향을 미치는지를 살펴보기로 하자.

우리는 이미 제1장에서의 이론적 분석을 통해 다음의 검증가설을 확

립해 놓았다.

① 높은 수준의 고용보호 수준은 실업기간을 늘리지만 실업률과의 관

계는 명확하지 않다.

② 전형적인 근로계약에 대한 보호, 즉 정규직 근로자에 대한 보호가

강할수록 유기계약, 파견, 용역, 독립도급 등의 대체적 형태의 고

용이 증가한다.

이와 함께 본 연구에서는 소개되지 않았지만 널리 알려진 노동시장의

내부자/외부자 모델(insider/outsider model)로부터 고용보호법의 고용

재분배 효과에 관한 다음과 같은 추가적인 가설을 제시할 수 있다.

③ 높은 수준의 고용보호는 경제전체의 고용을 줄인다. 그러나 노동

시장에서의 내부자인 기간연령층 남성의 고용에는 향을 미치지

62 노동시장 유연성의 국제비교

않는다.

④ 높은 수준의 고용보호는 노동시장에서의 외부자라고 할 수 있는

여성과 청년층의 실업을 늘린다.

이하에서는 앞 절에서 소개한 OECD의 고용보호지수와 Djankov의

노동시장규제 지수를 이용한 회귀분석을 통해 이상의 가설들을 검증해

보기로 한다.

1. 고용보호법제와 노동시장성과

가. 고용 및 고용형태

고용보호법제의 유연성이 고용률과 고용형태에 미치는 향을 OECD

의 고용보호법제지수를 이용하여 분석한 결과가 <표 4-1>에 요약되어

있다. 회귀분석 결과에 따르면 높은 수준의 고용보호는 인구대비 취업자

비율로 계산된 고용률에 매우 강한 부(-)의 향을 미친다. 즉 고용보호가

높을수록 경제 전체의 취업자수는 감소한다. 고용보호지수의 추정계수는

1%의 유의수준을 유지하고 있다. 이는 모델에 다른 독립변수를 추가하여

도 변하지 않는다. 주목할 점은 고용보호법의 고용재분배 효과이다. 높은

고용보호는 30세-54세 사이의 기간연령층 남성의 고용에는 약한 정(+)의

향을 미치는 반면 기간연령층 여성과 청년의 고용에는 매우 강한 부(-)

의 효과가 있다는 점이다. 이는 고용보호법제가 기간연령층의 고용을 보호

하는 대가로 여성과 청년의 고용을 줄인다는 해석이 가능하다.

고용보호법제의 향을 더욱 자세히 분석해 본 것이 세 번째 모델의

결과이다. 표에 따르면 정규직 보호수준과 청년층의 고용은 부(-)의 관

계를 보이고 있는데 이는 높은 수준의 정규직의 근로자의 보호가 노동

시장에 새로 진입하는 청년층의 고용에 부정적인 향을 미친다는 것을

의미한다. 임시근로자의 고용보호수준은 더욱 광범위한 고용재분배 효

과를 보이고 있다. 임시직 고용보호수준의 강화는 경제 전체의 고용률

과 부(-)의 관계를 가지고 있다. 특히 임시직의 높은 보호수준은 여성과

청년층의 고용에 부정적인 향을 미친다. 이는 여성과 상당비율의

제4장 노동시장 규제와 경제성과 63

<표 4-1> 고용보호법제가 고용과 고용형태에 미치는 향

인구대비

취업자 비율

30∼54세

남성

30∼54세

여성

20∼29세

청년

자 업자

비율임시직 비율

모델 1

고용보호

지수

-0.150***

(0.048)***

0.024***

(0.023)***

-0.173***

(0.069)***

-0.182***

(0.053)***

0.058***

(0.044)***

0.127***

(0.083)***

모델 2

고용보호

지수

-0.150***

(0.051)***

0.037***

(0.021)***

-0.217***

(0.090)***

-0.206***

(0.045)***

0.087***

(0.051)***

0.144***

(0.096)***

모델 3

정규근로자보

호지수

-0.038***

(0.036)***

0.019***

(0.019)***

-0.035***

(0.055)***

-0.064***

(0.027)***

0.079***

(0.048)***

0.091***

(0.051)***

임시근로자

보호지수

-0.065***

(0.033)**

0.011***

(0.012)***

-0.122***

(0.060)***

-0.072***

(0.033)**

0.005***

(0.034)***

0.043***

(0.031)***

집단해고

규제정도

-0.021***

(0.078)***

-0.006***

(0.029)***

0.051***

(0.138)***

-0.077***

(0.086)***

-0.006***

(0.057)***

-0.040***

(0.061)***

주 : *** 1% 유의수준, ** 5% 유의수준, * 10% 유의수준

1) 모델1에서는 상수항과 고용보호지수를 독립변수로 사용하 다.

2) 모델2에서는 모델1에서의 상수항, 고용보호법제의 유연성지수 외에 노조조

직률 등의 변수를 독립변수로서 추가하 다.

3) 모델3에서는 고용보호지수 대신 정규근로자 보호지수, 임시근로자 보호지수,

집단해고 보호지수를 모두 포함시켰다. 그 밖의 독립변수는 모델2와 동일하다.

4) 괄호안의 숫자는 추정계수의 표준오차이다.

노동시장 초기 진입자가 임시근로자의 형태로 고용되기 때문일 것이다.

고용보호법제와 고용형태의 상관관계를 살펴보면 고용보호 수준은

자 업자의 비율에 향을 미치지는 않는 것으로 나타났다. 그러나 정

규직 보호지수와 임시직 근로자의 비율은 부의 관계를 보이고 있다. 이

는 제2장의 모델의 예측, 즉 전형적인 근로계약에 대한 보호 수준이 높

을수록 사용자가 대체적인 고용형태를 선호한다는 주장을 뒷받침하는

결론이라고 하겠다.

64 노동시장 유연성의 국제비교

<표 4-2> 고용보호법제가 실업률 및 실업기간에 미치는 향

실업률 30∼54세 남성 30∼54세 여성 20∼29세 청년 실업기간

모델 1

고용보호

지수

0.046***

(0.022)***

0.018

(0.014)

0.072***

(0.029)***

0.088***

(0.036)***

0.365***

(0.094)***

모델 2

고용보호

지수

0.046***

(0.022)***

0.014

(0.013)

0.076***

(0.031)***

0.093***

(0.031)***

0.368***

0.098***

모델 3

정규근로자

보호지수

0.018***

(0.018)***

0.010

(0.011)

0.029***

(0.022)***

0.024***

(0.026)***

0.092***

(0.150)***

임시근로자

보호지수

0.014***

(0.011)***

0.000

(0.008)

0.025***

(0.013)***

0.036***

(0.019)***

0.145***

(0.084)***

집단해고

규제정도

0.015***

(0.024)***

0.014

(0.014)

0.020***

(0.028)***

0.029***

(0.047)***

0.119***

(0.130)***

주 : *** 1% 유의수준, ** 5% 유의수준, * 10% 유의수준

1) 모델1에서는 상수항과 고용보호지수를 독립변수로 사용하 다.

2) 모델2에서는 모델1에서의 상수항, 고용보호법제의 유연성지수 외에 노조조

직률 등의 변수를 독립변수로서 추가하 다.

3) 모델3에서는 고용보호지수 대신 정규근로자 보호지수, 임시근로자 보호지수,

집단해고 보호지수를 모두 포함시켰다. 그 밖의 독립변수는 모델2와 동일하

다.

4) 괄호안의 숫자는 추정계수의 표준오차이다.

나. 고용보호법제와 실업 및 실업기간

이번에는 고용보호법제가 실업률 및 실업기간에 미치는 향을 살펴

보자. 회귀분석의 결과는 <표 4-2>에 요약되어 있다. 표에 따르면 높은

수준의 고용보호는 실업률과 정(+)의 관계가 있다. 즉 고용보호가 높을

수록 경제 전체의 실업률은 높아진다. 우리는 제2장에서 높은 고용보호

수준이 반드시 높은 실업률로 연결되지 않음을 밝혔다. 그리고 높은 실

업률이 결과되기 위해서는 고용보호법의 해고감소효과 보다 고용보호

법의 실업기간 연장효과가 더 커야한다고 주장하 다. 회귀분석의 결과

는 모델의 예측과 정확히 일치한다. 고용보호가 실업기간 사이에는 강

제4장 노동시장 규제와 경제성과 65

한 정(+)의 관계가 존재한다. 실업기간을 종속변수로 하 을 경우 고용

보호지수의 추정계수는 1%의 유의수준을 유지하고 있다. 따라서 본 연

구의 분석대상인 OECD 국가들에서는 고용보호법제의 해고감소효과보

다는 실업기간 연장효과의 크기가 훨씬 크며 고용보호 수준의 강화는

실업의 증가를 결과한다고 할 수 있다.

고용보호법은 고용재분배 효과와 동일한 방식으로 실업을 재분배한다.

높은 고용보호는 30세-54세 사이의 기간연령층 남성의 실업에는 향을

미치지 않지만 기간연령층 여성과 청년의 실업과는 매우 강한 정(+)의

관계가 있다. 이는 고용보호법제가 기간연령층의 고용을 보호하는 대신

여성과 청년의 실업률을 높이는 부정적인 효과가 있음을 나타낸다.

세부적인 고용보호지수가 실업에 미치는 향에 있어서는 고용에서

와 같은 뚜렷한 유형이 관찰되지는 않는다. 정규직 근로자의 보호정도

나 집단해고의 규제정도는 실업률에 통계적으로 유의한 향을 미치지

않는다. 단 임시직 근로자의 보호정도는 여성실업률과 청년 실업률에

부정적인 향을 미친다. 이는 앞에서 설명한 바와 같이 여성과 상당비

율의 노동시장 초기 진입자가 임시근로자의 형태로 고용되어 있어 임시

직 고용보호 강화의 부정적 효과가 직접적인 향을 미치기 때문일 것

이다. 임시직근로자의 보호 수준은 실업기간과도 약하기는 하지만 정

(+)의 상관관계가 존재한다.

회귀분석 결과를 이용하여 만일 우리나라가 수준의 고용보호를 가진

국가가 대륙법계 국가중 고용보호 수준이 낮은 덴마크 정도의 수준으로

고용보호를 낮추는 경우 실업과 고용에 미치는 향을 살펴보자. 모델

의 안정성이 가장 높은 두 번째 모델에 기초하여 이를 추정해 보면 다

음과 같다.10) 추정결과에 의하면 이러한 수준의 고용보호 완화는 경제

전체의 고용을 3.6%증가시킨다. 30세-54세 남성의 고용은 0.9% 감소하

지만 여성과 청년의 고용은 각각 5.2%와 4.9%씩 큰 폭으로 증가한다.

10) 이 추정결과는 조심해서 해석해야 한다. 우선 회귀분석에 사용된 표본수가 매

우 작다는 점에 유의하기 바란다. 또한 고용보호의 실업 및 고용효과의 크기는

OECD국가 전체를 이용하여 산출한 추정계수에 근거한 것이기 때문에 우리나

라에 미치는 구체적 향은 이와는 다를 것이다. 따라서 이 추정결과는 고용보

호법제의 향에 대한 구체적인 예로서 이해하면 된다.

66 노동시장 유연성의 국제비교

고용보호의 완화는 실업에도 향을 미쳐 경제전체의 실업률은 약

1.1% 감소한다. 여성실업률은 1.8%, 청년실업률은 2.2%씩 감소한다.

OECD의 고용보호지수를 이용한 이상의 실증분석의 결과를 요약하면

다음과 같다.

① 높은 수준의 고용보호는 경제 전체의 고용을 줄인다. 특히 여성과

청년의 고용에 매우 강한 부정정인 향을 미친다. 그러나 기간연령

층 남성의 고용에는 향이 없거나 오히려 증가시키는 효과가 있다.

② 높은 수준의 고용보호는 경제 전체의 실업을 늘인다. 특히 높은 수

준의 고용보호는 여성과 청년층의 실업에 매우 부정적인 향을 미

친다. 그러나 기간연령층 남성의 실업에는 향을 미치지 않는다.

③ 높은 수준의 고용보호는 실업기간을 늘인다.

④ 정규직 근로자에 대한 보호가 강할수록 임시직 근로자의 비중은

증가한다.

⑤ 임시직 근로자의 보호수준은 여성과 청년의 고용과 실업에 부정적

향을 미친다.

2. 노동시장 규제와 노동시장성과

앞에서는 고용보호법제가 노동시장에 미치는 향을 살펴보았다. 이

제 분석의 시각을 확대하여 Djankov등의 노동시장 규제 지수를 활용하

여 노동시장의 규제가 노동시장미치는 향을 살펴보기로 하자.

노동시장의 성과를 나타내는 지표로는 남성과 여성의 노동시장 참여

율, 비공식 경제(unofficial economy) 부문의 고용비율, 전체 실업률과

20∼24세의 남성근로자와 여성근로자 실업률이 포함된다. 또한 규제에

의해 보호받는 근로자와 보호받지 못하는 근로자의 상대임금에 대한 척

도로서 기계조작 근로자(machine operator)의 단순사무직과 수공업 관

련업 종사자들의 평균임금과 비교근로자 대비 상대임금을 고려한다. 이

러한 변수들은 특히 개발도상국의 경우 일부 고용이 비공식적인 경우가

있고 공식 통계상에 기록되지 않는 등 측정상의 문제(measurement

problem)가 있다. 그러나 다양한 측면들의 분석을 노동시장 규제가 미

제4장 노동시장 규제와 경제성과 67

치는 전반적인 향을 이해하는 데는 도움이 될 것이다.

<표 4-3>은 결과는 노동시장 규제가 바람직한 노동시장성과를 가져

온다는 어떠한 증거도 제시해주지 않는다. 고용관계법 지수가 1이 높아

질 경우 GDP에서 비공식 경제가 차지하는 비율은 6.27%, 비공식 고용

이 차지하는 비율은 13.74%씩 증가하고, 남성과 여성의 노동시장 참여

율은 3%씩 감소한다. 또한 평균 실업률은 약 3% 증가하며, 남성의 경우

는 6% 이상, 젊은 여성의 경우는 거의 10%씩 증가한다. 반면 노동시장

규제의 역효과는 노사관계법의 경우에만 다소 약화되지만, 사회보장법

의 경우에는 대체로 무의미하다.

또한 표는 비공식 부문과 청년실업에 대한 노동시장규제의 큰 효과와

아울러 강도 높은 노동시장 규제가 단순사무직과 수공업 관련업 종사자

들에 대비한 기계조작 근로자(machine operator)의 높은 평균임금과 관

련이 있음을 보여주고 있다. 이러한 결과는 공식부문에 고용되어 법의

보호를 받는 상대적으로 고령인 근로자들이 규제의 수혜자일 가능성이

있음을 간접적으로 시사한다. 즉, 규제의 비용은 젊은 근로자들과 비공

식 경제에 고용된 근로자들이 불균등하게 부담한다는 것이다.이는 높은

수준의 노동시장 규제가 핵심연령층 근로자와 보호 정도가 높은 근로자

를 정치적 기반으로 한다는 다른 연구에서의 결과와 대체로 일치한다

(Blanchflower and Freeman 2000).

<표 4-4>는 노동시장 규제의 내생성(endogeneity), 즉 노동시장의 부

정적 성과를 고정하기 위하여 높은 수준의 노동시장규제가 도입될 수

있다는 문제를 해결하기 위하여 노동시장규제의 도구변수를 사용한 결

과이다. 노동시장 규제의 성격과 정도는 한 국가의 법제도의 기원(legal

origin)에 의해 좌우된다. 법제조 의 기원은 크게 미법계, 프랑스법계,

독일법계, 스칸디나비아 법계로 나눌 수 있다. 각각의 법계는 역사적으

로 규정되는 특징적인 요소를 가지고 있는데, 이 중 미법계의 경우 노

동시장 규제의 정도가 가장 약하고 프랑스법계의 경우 규제의 정도가

가장 강하다. 한 국가의 법적 기원을 도구변수로 이용한 추정하면 비공

식 경제와 관련된 결과는 예외로 하면, 고용관계법이 노동시장에 미치

는 효과가 보다 강력해진다. 노동규제의 외생적 요인들이 노동시장 참

68 노동시장 유연성의 국제비교

여율을 낮추고, 고용을 늘린다는 사실은 규제에 관한 법적이론(legal

theory)를 뒷받침해주는 증거이다.11)

<표 4-3> 노동시장 규제와 노동시장성과

종속변수

Log

1인당

GNP

고용법률

지수

노사관계법

지수

사회보장법

지수상수

N

[R2]

비공식

경제의 규모

-5.328***

(0.738)***6.7188

***

(3.0029)***63.6364

***

(9.5765)***85

[0.45]

-5.878***

(0.675)***

4.5755**

(2.1254)***

72.9882***

(6.6536)***

85

[0.44]

-5.7587***

(1.0823)***

-0.1979***

(2.4501)***

78.0462***

(6.7360)***

85

[0.42]

비공식 경제

부문의 고용

-5.7691***

(1.2592)***13.7367

***

(5.3313)***61.6865

***

(16.4533)***46

[0.41]

-7.4709***

(1.0255)***

11.579***

(4.2348)***

81.5947***

(9.4134)***

46

[0.42]

-6.4801***

(2.1811)***

0.0124***

(4.5390)***

89.3573***

(11.7923)***

46

[0.33]

남성의

노동시장

참여율

(1990∼1994)

-1.3425***

(0.2968)***-2.9938

***

(0.9826)***99.0597

***

(3.1063)***78

[0.26]

-1.1249***

(0.2959)***

-2.1552***

(0.6719)***

95.3124***

(2.4506)***

78

[0.24]

-0.6121***

(0.4005)***

-1.8810***

(0.8820)***

91.6207***

(2.4779)***

78

[0.23]

여성의

노동시장

참여율

(1990∼1994)

-2.2087***

(1.1291)***-3.5546

***

(4.0892)***79.3615

***

(12.3587)***78

[0.04]

-1.9450***

(1.1362)***

-3.0660***

(3.7015)***

75.5102***

(10.2537)***

78

[0.04]

-2.3802***

(1.3811)***

1.4190***

(1.2082)***

72.7617***

(9.5206)***

78

[0.03]

주 : * 10% 유의수준, ** 5% 유의수준, *** 1% 유의수준

11) 이에 관해서는 Injae Lee(2003)참조.

제4장 노동시장 규제와 경제성과 69

<표 4-3> 노동시장 규제와 노동시장성과(계속)

종속변수Log

1인당 GNP

고용법률

지수

노사관계법

지수

사회보장

법 지수상수

N

[R2]

실업률

(1991∼2000)

-0.4357***

(0.4562)***2.7761

***

(1.3931)***8.2037

***

(5.7803)***65

[0.13]

-0.7536***

(0.3848)***

1.0562

(1.0029)

13.9484***

(4.2089)***

65

[0.08]

-1.0708***

(0.4373)***1.5824***

(1.2082)***15.0201***

(3.5625)***65

[0.09]

(20∼24세

남성)

실업자/취업자

(1991∼2000)

-0.2235***

(0.9109)***

6.3782***

(2.6693)***

6.7976***

(11.1265)***

52

[0.15]

-1.0123***

(0.8021)***3.0877

*

(1.8155)*19.6986

***

(8.6119)***52

[0.09]

-2.1224***

(0.8299)***6.2780

***

(2.9503)***21.1194

***

(8.2515)***52

[0.14]

(20∼24세

여성)

실업자/취업자

(1991∼2000)

-1.3496***

(1.3337)***

9.9943**

(3.7255)

14.1402***

(16.2348)***

52

[0.21]

-2.5754***

(1.1289)***

5.1375*

(2.7286)*

33.8676****

(12.6670)***

52

[0.15]

-3.3478***

(1.1885)***3.7219

***

(4.6208)***40.1010

***

(12.0999)***52

[0.11]

평균임금

기계조작근로

자/단순사무직,

수공업 근로자

(1990∼1999)

0.0215***

(0.0103)***0.1040

***

(0.0600)***0.6298

***

(0.1391)***53

[0.07]

0.0129***

(0.0109)***

0.0433*

(0.0409)*

0.8097***

(0.1010)***

53

[0.03]

-0.0124***

(0.0182)***

0.0899***

(0.0481)***

0.9163***

(0.1016)***

53

[0.09]

주: * 10% 유의수준, ** 5% 유의수준, *** 1% 유의수준

70 노동시장 유연성의 국제비교

<표 4-4> 노동시장규제와 노동시장성과: IV 추정

종속변수Log

1인당 GNP

고용관계법

지수

노사관계법

지수

사회보장법

지수상수

N

[R2]

비공식

경제의 규모

-5.6140***

(0.7158)***2.7803

****

(4.2001)***4.1597

***

(6.5087)***65

-5.8579***

(0.6752)***

3.0764***

(4.0152)***

10.8772***

(4.4487)*** 65

-5.4954***

(1.5176)***3.2970***

(2.3026)***14.3533***

(3.9298)***65

비공식 경제

부문의 고용

-5.8747***

(1.2083)***

11.6837***

(7.1306)***

3.1012***

(14.3822)** 52

-7.9954***

(1.0937)***17.6829

***

(6.9587)***19.6347

***

(9.3422)***52

-5.6832***

(3.2218)***11.7323

***

(5.3564)***17.9806

***

(9.1533)***52

남성의

노동시장

참여율

(1990∼1994)

-1.4984***

(0.3087)***

-5.3804***

(1.4355)***

14.1402***

(16.2348)*** 52

-1.1064***

(0.2962)***

-3.9469***

(1.2706)***

33.8676***

(12.6670)*** 52

0.3670***

(0.5571)***3.5791

***

(6.7401)***40.1832

***

(12.3809)***52

여성의

노동시장

참여율

(1990∼1994)

-2.5327***

(1.1788)***-8.5166

***

(6.4455)***0.3337

***

(0.1972)53

-1.9027***

(1.1510)***

-7.1619***

(6.5154)***

0.6532***

(0.1208)53

-5.9054***

(1.5397)***

0.1040***

(0.0609)***

0.9240***

(0.1066)53

주 : * 10% 유의수준, ** 5% 유의수준, *** 1% 유의수준

제4장 노동시장 규제와 경제성과 71

<표 4-4> 노동시장규제와 노동시장성과: IV 추정(계속)

종속변수Log

1인당 GNP

고용관계법

지수

노사관계법

지수

사회보장법

지수상수

N

[R2]

실업률

(1991∼2000)

-0.2420***

(0.4585)***4.2867

***

(1.9782)***4.1597

***

(6.5087)***65

-0.6847***

(0.3768)***

2.9791***

(1.7814)***

10.8772***

(4.4487)*** 65

-1.3735***

(0.5570)***3.2970***

(2.3026)***14.3533***

(3.9298)***65

(20∼24세

남성)

실업자/취업

자

(1991∼2000)

-0.0389***

(1.0329)***

7.6928***

(3.9735)***

3.1012***

(14.3822)*** 52

-1.0110***

(0.8073)***3.1269

***

(2.7761)***19.6347

***

(9.3422)***52

-2.9941***

(1.1630)***11.7323

***

(5.3564)***17.9806

***

(9.1533)***52

(20∼24세

여성)

실업자/취업

자

(1991∼2000)

-0.7234***

(1.6419)***

14.4540***

(6.4273)***

14.1402***

(16.2348)*** 52

-2.4236***

(1.0812)***

3.1269***

(2.7761)***

33.8676***

(12.6670)*** 52

-3.3250***

(1.4426)***3.5791

***

(6.7401)***40.1832

***

(12.3809)***52

평균임금

기계조작근

로자/단순사

무직, 수공업

근로자

(1990∼1999)

0.0325***

(0.0125)***0.2338

***

(0.0841)***0.3337

***

(0.1972)***53

0.0137***

(0.0116)***

0.1614***

(0.0823)***

0.6532***

(0.1208)*** 53

-0.0164***

(0.0222)***

0.1040***

(0.0609)***

0.9240***

(0.1066)*** 53

주 : * 10% 유의수준, ** 5% 유의수준, *** 1% 유의수준

72 노동시장 유연성의 국제비교

제2절 노동시장 규제와 고용조정의 유연성

노동시장에서 고용조정의 유연성을 저해하는 요소는 조정비용

(adjustment costs)이 존재하기 때문이다. 이러한 조정비용의 일부는 순

수한 기술적 성격을 가지고 잇으나 어떤 것들은 제도적 성격을 가진다.

제도적 성격의 조정비용 가운데 주요한 것이 바로 노동시장 규제, 그중

에서도 특히 고용보장규정(job security provision)이다. 노동시장의 규

제가 노동시장 및 노동시장 참여자와 관련된 경제적 변수에 미치는

향에 대해서는 엇갈린 결과들을 제시하는 많은 연구들이 존재한다. 그

러나 고용보장규정이 유연한 구조조정을 제한한다는 것에 대해서는 견

해가 일치되고 있다.

이러한 공감대에도 불구하고 노동시장규제가 고용조정의 유연성에

미치는 부정적 효과에 대한 실증적 증거는 그다지 많지 않다. 이는 주로

한 국가 또는 국가횡단면 분석에 있어서 구조조정 활동과 노동시장제도

를 정확히 측정하는 것이 어렵기 때문이다. 이절에서는 이러한 한계를

극복하는 시도가 이루어진다. 우리는 이미 제3장에서 세계 여러나라의

노동시장 규제 정도를 측정한 자료를 가지고 있다. 이 자료를 고용과 산

출물에 관한 국가별 산업부문별 패널자료인 UNIDO(UN Industrial

Statistics Dataset 2004) 데이터와 결합하여 방대한 새로운 data set을

구축하 다. 이 자료를 이용하여 노동시장 규제와 미시적 유연성간의

관계를 밝히고자 한다.

본 절에서 사용된 방법론은 조정비용이 클수록 외부 충격에 대한 고

용조정이 늦어진다는 간단한 부분조정(partial -adjustment) 개념에 근

거하고 있다. 이러한 충격에 대한 한정된 조정의 축적은 마찰 없는 고용

조정과 실제고용간의 간극을 발생시킨다. 본 절에서는 이러한 간극을

추정하는 새로운 방법이 제시된다. 새로운 추정법은 보다 많은 국가의

노동시장규제와 고용․산출데이터를 결합시키는 것을 가능하게 한다.

그 결과 기존의 연구에서의 표본 국가수를 2배나 확장하여 60여개국의

제4장 노동시장 규제와 경제성과 73

국가를 대상으로 분석을 시도할 수 있었다. 또한 기존의 연구와는 달리

법조문 상의 고용보장규정이 효과적으로 집행되고 있는 정도를 고려한

지수를 개발하여 분석을 시도하 다.

1. 추정방법(methodology)

가. 추정방법의 개요

실증분석에 아용된 모델은 adjustment hazard model이다. 모델에서

c국가의 j섹터에서 t-1기와 t기 사이의 고용의 변화는 최적고용

(desired employment)과 실제고용(actual employment) 사이의 갭(gap)

의 확률함수(probabilistic function)이다.

Δe jct=ψ jctGap jct Gap jct≡e* jct-e jc, t-1, (1)

여기에서 e jct와 e *jct는 각각 고용과 최적고용의 로그값을 나타낸다. 확

률변수인 ψ jct는 섹터와 시간에 있어 확률적으로 동일하고 상호 독립적

으로 분포되어 있다. ψ jct는 [0,1]의 값을 가지며, 평균은 λ c이며 분

산 ω cλ c(1-λ c)이다. 평균과 분산은 국가마다 다르다. ω c=0인 경

우는 표준적인 이차항 조정 모델(quadratic adjustment model)에 해당

되며 ω c=1인 경우는 Calvo(1983) 모델에 해당된다. 파라미터 λ c는

미시적 유연성을 나타낸다. λ c가 1에 근접할수록 모든 갭(gap)은 신속

하게 사라지며 따라서 미시적 유연성은 최대인 상태가 된다. 반면 λ c가

감소함에 따라 미시적 유연성은 저하된다.

식 (1)은 미시적 유연성을 추정하기 위해 두 가지 중요한 문제를 해결

해야 함을 시사한다. 첫째는 고용 갭(employment gap)를 측정하는 방

법을 찾아내야 한다는 것이고 둘째는 평균적인 고용조정속도를 추정하

는 방법론을 개발해야 한다는 점이다. 이하에서는 이 두 가지 점에 대해

서 상세히 설명하겠지만 간략히 개요를 설명하면 다음과 같다. 우선 한

74 노동시장 유연성의 국제비교

섹터의 대표적 기업(representative firm)의 최적화 문제의 해를 구하여

갭을 구성하는 관찰되지 않은 요소인 e *jct을 관찰된 변수인 노동생산성

이나 시장임금의 함수로서 표시하고 그 추정치를 구한다. 그리고 국가

별 횡단면 표본과 갭과 ψ jct의 기록한 시계열자료가 결합된 패널데이터

를 활용하여 식 (1)로부터 λ c를 추정한다.

나. 실증모델의 도출

어떤 한 섹터의 대표적 기업의 생산량과 수요는 다음과 같다.

y= a+αe+βh, (2)

p= d-1ηy, (3)

식 (2)와 (3)에서 y, p, e, a, h, d는 각각 생산량, 가격, 고용, 생산성,

근로시간, 수요충격(demand shock)을 표시하며, η는 수요의 가격탄력

성을 나타낸다. γ≡(η-1)/η로 정의하고 파라미터는 η> 1, 0<α< 1,

0<β< 1, γ< 1/ α라고 가정한다. 모든 변수들은 로그를 취한 값이다.

노동시장은 경쟁적이며 기업들은 근로시간에 비례하여 임금을 지급

한다.

w= ko+ log(H

μ+Ω) (4)

식 (4)은 다음과 같이 근사치로 표현할 수 수 있다.

w= w o+μ(h- h) (5)

식 (5)에서 w 0와 μ는 k 0와 Ω에 의해서 결정되며 h는 시점에 따라

변화하지 않는 상수항이다. 내부해(interior solution)를 보장하기 위하여

αμ> β, μ> βγ를 가정하 다.

모델에서의 중요한 가정 중의 하나는 어떤 섹터의 기업이 고용수준을

제4장 노동시장 규제와 경제성과 75

조정할 경우 조정비용이 발생하지만 근로시간을 변경할 경우에는 조정

비용이 발생하지 않는다는 것이다.12) 이는 어떤 한 섹터의 기업의 최적

화 제1계 조건으로부터 매기의 근로시간을 그 기의 고용수준으로 표현

할 수 있다는 것을 의미한다.

마찰이 존재하지 않는 노동시장에서 기업의 고용수준은 고용에 관한

정적인(static) 제1계 조건을 만족시킨다. 위에서 가정한 함수형태는 최

적 근로시간 h는 고용수준에 향을 받지 않는다는 것을 의미한다. 식

(2), (3)과 (5)로부터 다음과 같은 관계가 도출된다.

h=1μlog ( βΩ

αμ-β ) (6)

최적화의 조건으로부터 도출되는 고용수준을 e라고 표시하면

e= C+1

1-αγ[d+γa-w o], (7)

가 된다. e는 기업의 정적인 고용목표(static employment target)라고

해석할 수 있다. 식 (7)에서 C는 μ, α, β, γ의 함수로 표시되는 상수이

다.

식 (6)과 식 (7)으로부터 고용 갭과 근로시간 갭 사이의 다음과 같은

관계가 도출된다.

e- e =μ-βγ1-αγ

(h- h). (8)

Caballero & Engel(1993)은 이를 이용하여 미국의 고용조정속도를 추정

하 다. 그러나 본 연구의 경우에는 근로시간에 대한 정보가 없기 때문

에 이 모델을 사용할 수가 없다. 그러나 식 (8)을 토출하는 과정에서 사

용된 논리를 사용하면 고용 갭은 노동의 한계생산성의 갭으로 표현할

수 있다.

12) 이에 관한 증거로는 Sargent(1978)과 Shapiro(1986) 참조.

76 노동시장 유연성의 국제비교

e- e=φ

1-αγ(v-w

o) (9)

여기에서 v는 한계생산성을 나타내며, φ≡μ/(μ-βγ)는 평균근로시간

(μ-1)의 임금탄력성의 감소함수이다. w o는 식 (7)에서 정의된 바와

같다.

주목해야 할 점은 e- e는 정적인 고용목표 e와 실제 고용간의 차

이를 나타낸다. 이는 식 (1)의 좌변에 나타난 동적인 고용 갭인

e*jct-e jct과는 다르다. 그러나 만일 d+γa-w o가 random walk을 따

른다고 가정하면 e *jct는 e jct와 상수항 δ ct의 합과 동일하게 된다. 따

라서 식 (9)로부터

e* jct-e jct-1=φ

1-αγ j(v jct-w

o

jct)+Δe jct+δ ct, (10)

을 도출할 수 있다. γ에 하첨자 j가 붙은 것은 섹터간의 차이를 고려한

것이다. 한계생산성과 임금이 모두 명목수준으로 표시되어 있지만 양자

모두 로그를 취한 값이기 때문에 양자의 차이는 가격수준에서 오는 변

화를 제거한다.

한계생산성 v jct는 근로자 1인당 산출물에 산업수준에서의 노동분배

율을 곱하여 추정할 수 있다. 노동분배율은 소득수준에 따라 분류한 국

가군에서 시간에 관계없이 동일하다고 가정한다.

w ojct는 관찰된 실제 평균임금이나 관찰된 평균 한계 생산성을 proxy

로 사용할 수 있다. 전자는 갱쟁적인 노동시장의 가정과 부합한다. 후자

는 임금이 반드시 실제 한계노동비용과 일치하지 않을 수도 있는 장기

계약 또는 다양한 형태의 보상제도를 상정하는 경우에 보다 안정된 추

정치를 얻을 수 있다. 실증분석에서는 양자 모두를 사용하 으며 분석

결과는 어떤 것을 선택하던지 간에 큰 차이를 보이지 않는다. 이는 추정

력이 주로 횡단면적인 변화 즉, 섹터 특수적인 충격의 차이에 의해 설명

된다는 것을 의미한다. 이하에서는 평균 한계생산성을 사용하여 논의를

제4장 노동시장 규제와 경제성과 77

진행한다. 이 경우 식 (11)은 다음과 같이 표현된다.

e* jct-e jct-1=φ

1-αγ j(v jct-v. ct)+Δe jct+δ ct≡Gap jct+δ ct ,

(12)

식 (12)에서 v .ct는 v jct의 섹터 평균이다. 그러나 위의 식은 한 국가의

섹터 간에 존재하는 노동생산성의 체계적인 차이를 무시한다. 이와 같

은 이질성(heterogeneity)의 존재는 고용조정속도의 과소추정하는 결과

를 야기한다. 이러한 가능성을 배제하기 위하여 식 (12)의 ( v jct-v .ct)

에서 섹터의 상대적 생산성의 moving average인 θ jct를 빼는 것이 바

람직하다.

θ jct≡12[ (v jct-1-v. ct-1)+(v jct-2-v. ct-2)]. (13)

식 (12)에 θ jct를 고려하면 다음과 같은 고용 갭을 추정하는 식을 도출

할 수 있다.

e* jct-e jct-1=φ

1-αγ j(v jct- θ jct-v. ct)+Δe jct+δ ct

≡Gap jct+δ ct ,

(14)

여기에서 변수 αγ j는 소득그룹과 기간에 걸친 섹터 j에 노동분배율을

표본 중위값(sample median)을 사용하여 구성할 수 있다.

식 (14)을 정리하면

Δe jct= -φ

1-αγ j(Δv jct-v. ct)+κ ct+υ +Δe* jct

≡-φz jct+κ ct+ε jct

(15)

와 같다. κ는 country-year dummy이며 Δe *jct는 최적고용수준의 변화를

의미하고 z jct≡(Δv jct-Δv .ct)/(1-αγ j)이다. 식 (15)를 이용하여 φ를

78 노동시장 유연성의 국제비교

추정할 수 있다. 단 동시성편의(simultaneity bias)를 피하기 위하여13)

(Δv jct-Δv .ct)에 대한 도구변수로서 (Δw jct-Δw .ct)를 사용하 다.

<표 1>은 전체표본과 소득그룹별 표본으로 나누어 식 (9)를 추정한

결과를 보여주고 있다. 첫 번째 두열은 전체표본을 사용한 결과로 독립

변수의 2% 극단치를 제외한지 않은 경우와 제외한 경우의 결과 모두를

보여 주고 있다. 나머지 열들은 소득수준으로 나눈 3개의 국가군과 고

용보호규제의 정도로 나눈 3개의 그룹에서의 추정결과를 각각 보여준

다. <표 4-5>에서의 결과를 바탕으로 전체 표본을 사용한 추정값인 0.4

를 표본국가들의 φ값으로 정하 다.

<표 4-5> φ값의 추정결과

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

z jct 국가수 평균 표준편차최소값

최대값

observations 19 -0.87 1.15-2.43

2.05

Income group 9 1.14 1.30-0.20

4.29

Job security group 5 1.26 1.13-0.44

2.32

Extreme obs. of

instrument33 0.00 1.54

-2.43

4.29

(5) (6) (7) (8)

z jct 국가수 평균 표준편차최소값

최대값

observations 19 -0.87 1.15-2.43

2.05

Income group 9 1.14 1.30-0.20

4.29

Job security group 5 1.26 1.13-0.44

2.32

Extreme obs. of

instrument33 0.00 1.54

-2.43

4.29

13) Δv와 Δe*가 상관되어 있음.

제4장 노동시장 규제와 경제성과 79

본 연구에서 제시한 추정방법론은 표준적인 부분조정 모델과 비교하

여 다음과 같은 장점을 가지고 있다. 첫째, 이 모델은 한 섹터가 직면한

모든 충격을 하나의 변수로 표현하고 있다. 이러한 특징은 추정의 정확

성을 제고하고 고용조정속도의 결정하는 요인을 보다 정확히 분석할 수

있도록 한다. 둘째, 이 추정모델은 명목 생산과 고용이라는 비교적 가장

정확하게 측정된 두 자료만을 요구한다. 조정 비용에 관한 기존의 연구

가 실질 생산과 외생적인 수요충격의 가정을 부여한 것에 섹터 수요의

외생적 측정(Abraham & Houseman, 1994; Hammermesh 1993; Nickle

& Nunziata 2000; Burgress et al. 2000)을 요구한 것에 비추어 볼 때 진

일보한 것이라고 할 수 있다.

다. 추정방정식

여기에서의 중요한 연구 질문은 각국가의 고용보호 규제의 차이가 고

용조정속도에 어떠한 향을 미치는가 하는 것이다. 따라서 식 (1)과 식

(14)로부터 기본적인 다음과 추정방정식을 얻을 수 있다.

Δe jct= λ ct(Gap jct+δ ct), (16)

Δe jct는 고용변화의 로그 값이며 λ ct는 고용조정속도를 나타낸다. λ ct

는 다음과 같은 형태를 갖는다고 가정한다.

λ ct= λ 1+λ 2JSeffct, (17)

식 (17)에서 JS effct는 실제적 고용보호규제(effective job security

regulation)의 척도이다. 실제적으로 고용보호규제는 국가의 사정에 따

라 엄격하게 시행되지 않는 경우가 많다. 따라서 고용보호규재가 실제

로 집행되는 정도를 반 하는 것이 중요하다. 여기에서는 ‘법의 지배

(rule of law)' 지수를 가지고 집행정도를 가름하 다. 집행의 효과성을

반 하면 실제적 고용보호규제는 당므과 같이 표현할 수 있다.

80 노동시장 유연성의 국제비교

JSeffct = JS ct(1+aRL ct ), (18)

a는 상수항이며 RL ct는 ‘법의 지배’의 척도이다. 식 (18)을 식 (17)에

대입하고 이를 다시 식 (16)에 대입하면 다음과 같은 추정빙정식을 얻

을 수 있다.

Δe jct= λ 1Gap jct+λ 2 (Gap jct×JS ct)

+λ 3(Gap jct×JS ct×RL ct)+ δ ct+ε jct ,(20)

여기에서 λ 3=a λ 2이며 δ ct는 국가×시간 고정효과(fixed effects)를

나타낸다.

우리에게 관심이 있는 추정계수는 λ 2와 λ 3이다. 두 계수는 고용조정

의 속도가 국가간 차이가 법적(de jure)인 그리고 사실상의(de facto) 노

동시장 규제에 의해 어떻게 향을 받는지를 보여준다.

2. 자료(data)

여기에서는 실증분석에 사용된 표본과 주요변수들에 대하여 설명하

기로 한다.

가. 고용보호규제와 ‘법의 지배’ data

실증분석에서는 두 가지의 고용보호 척도가 사용되었다. 하나는

Djankov et al.(2003)에서 구성된 세계 60여개국의 고용보호지수( JS c로

표시함)이며 다른 하나는 Heckman & Pages (2000)가 OECD 24개국과

남미국가들을 대상으로 구성한 지수(HP ct로 표시함)이다. JS c지수는

표본수가 크고 보다 넓은 범위의 고용보호규제를 반 하고 있다는 장점

이 있는 반면 HP ct지수는 시간상의 변화가 있다는 장점이 있다. 이들

지수의 산정방법에 대해서는 제3장에서 이미 자세히 논의하 으므로 생

제4장 노동시장 규제와 경제성과 81

략하기로 한다.

실증분석에서 한 가지 특징적인 점은 노동법 집행의 엄격성을 고려하

다는 것이다. 이를 위해 Kaufmann et al.(1999)에 의해서 개발된 ‘법

의 지배’지수(rule of law index; 이하 RL c)와 ‘정부의 효율성'지수

(government efficiency index; 이하 ≥ c라 함)를 사용하여 고용보호규

제의 실제적인 집행 정도를 조정하 다. 노동시장 규제는 법의 지배가

확고하게 확립되어 있고(높은 RL c) 정부의 효율성이 높은(높은 ≥ c

)

국가에서 고용조정속도에 보다 큰 향을 미칠 것이다. 반대로 법조문

상의 규제가 실제로 집행되고 있지 않은 국가에서는 노동시장 규제는

명목적인 것에 그칠 가능성이 높다.

<표 4-6>는 표본 국가들의 고용보호 규제와 노동법 집행 관련 제도

적 변수들을 국민소득 수준에 따라 3개 집단으로 나누어 보여주고 있다.

<표 4-7>은 주요 변수들의 기술통계를 소득 수준별로 보여주고 있으며

이들 변수들 사이의 상관관계를 분석하고 있다. 예상했던 대로 고용보

호규제에 관한 두 지수 JS c와 HP ct는 정(+)의 상관관계를 보이고 있

으며 통계적으로 유의하다. 두 지수의 차이는 주로 JS c가 보다 많은 수

의 국가를 포함하고 있다는 데서 연유한다. 일반적인 상식에 부합하게

‘법의 지배’지수 RL c와 정부의 효율성 지수 ≥ c

는 소득 수준에 따라

증가하는 것으로 나타난다. 그러나 주목하여야 할 점은 두 가지 고용보

호규제는 소득수준과 정의 상관관계를 보이지 않는다. JS c와 HP ct중

위수준의 국민소득을 가진 집단에서 가장 높기 때문이다.

82 노동시장 유연성의 국제비교

<표 4-6> 표본에 포함된 국가와 제도변수

Job Security Institutions

국가Income Group

Djankov et. al

HP Strong RLRule of Law

Gov. Eff.High

Gov. Eff

AUS 1 -0.19 -0.71 1 1.03 0.95 1

AUT 1 -0.15 -0.65 1 1.13 0.92 1

BEL 1 -0.11 -0.70 1 0.81 0.81 1

CAN 1 -0.16 -1.64 1 1.02 0.92 1

DEU 1 0.17 -1.56 1 1.04 0.92 1

DNK 1 -0.21 1 1.17 1.02 1

ESP 1 0.17 1.29 1 0.41 0.64 1

FIN 1 0.24 -0.82 1 1.22 0.89 1

FRA 1 -0.02 -1.09 1 0.81 0.78 1

GBR 1 -0.13 -1.00 1 1.09 1.05 1

GRC 1 -0.04 -1.05 1 -0.01 -0.06 1

IRL 1 -0.21 -1.40 1 0.92 0.82 1

ITA 1 -0.09 0.79 1 0.09 0.05 1

JPN 1 -0.14 -1.84 1 0.76 0.46 1

NLD 1 0.04 -1.53 1 1.09 1.25 1

NOR 1 -0.03 -1.55 1 1.23 1.13 1

NZL 1 -0.29 -2.21 1 1.22 1.25 1

PRT 1 0.37 2.05 1 0.53 0.24 1

SWE 1 0.06 -0.50 1 1.17 0.94 1

USA 1 -0.25 -2.43 1 0.95 1.01 1

ARG 2 0.11 0.56 0 -0.48 -0.37 0

BRA 2 0.36 0.61 0 -1.00 -0.82 0

CHL 2 -0.02 0.21 1 0.44 0.32 1

HKG 2 -0.32 1 0.86 0.81 1

ISR 2 -0.17 1 0.36 0.42 1

KOR 2 -0.07 1.14 1 0.02 -0.15 0

MEX 2 0.38 0.73 0 -0.86 -0.86 0

MYS 2 -0.24 1 0.05 0.18 1

제4장 노동시장 규제와 경제성과 83

<표 4-6>표본에 포함된 국가와 제도변수(계속)

Job security Institutions

국가Income Group

Djankov et. al

HP Strong RLRule of Law

Gov. Eff.High

Gov. Eff

PAN 2 0.34 1.37 0 -0.50 -1.19 0

SGP 2 -0.22 1 1.26 1.41 1

TUR 2 -0.13 1.54 0 -0.73 -0.69 0

TWN 2 0.01 1 0.21 0.49 1

URY 2 -0.30 -0.20 0 -0.26 -0.17 0

VEN 2 0.31 4.29 0 -1.38 -1.32 0

ZAF 2 -0.17 0 -0.42 -0.40 0

BFA 3 -0.10 0 -1.46 -1.38 0

BOL 3 0.24 2.32 0 -1.37 -1.12 0

COL 3 0.29 1.17 0 -1.19 -0.61 0

ECU 3 0.34 0.97 0 -1.13 -1.29 0

EGY 3 0.13 0 -0.53 -0.99 0

GHA 3 -0.17 0 -0.86 -0.78 0

IDN 3 0.10 0 -1.09 -0.55 0

IND 3 -0.14 0 -0.77 -0.79 0

JAM 3 -0.20 -0.44 0 -0.95 -1.06 0

JOR 3 0.22 0 -0.56 -0.54 0

KEN 3 -0.16 0 -1.48 -1.13 0

LKA 3 0.09 0 -0.48 -0.93 0

MAR 3 -0.22 0 -0.57 -0.73 0

MDG 3 0.23 0 -1.55 -1.39 0

MOZ 3 0.38 0 -1.92 -1.23 0

MWI 3 0.11 0 -0.94 -1.32 0

NGA 3 -0.07 0 -1.89 -1.68 0

PAK 3 -0.15 0 -1.16 -1.02 0

PER 3 0.37 2.25 0 -1.08 -0.87 0

PHL 3 0.24 0 -0.86 -0.54 0

SEN 3 -0.04 0 -0.92 -1.04 0

THA 3 0.10 0 -0.29 -0.32 0

TUN 3 0.05 0 -0.68 -0.24 0

ZMB 3 -0.33 0 -1.08 -1.44 0

ZWE 3 -0.13 0 -0.97 -0.86 0

84 노동시장 유연성의 국제비교

<표 4-7> 기술통계

고용보호지수 Heckman and Pages(2001) : HP

소득 집단 국가수 평균 표준편차 최소값 최대값

1 19 -0.87 1.15 -2.43 2.05

2 9 1.14 1.30 -0.20 4.29

3 5 1.26 1.13 -0.44 2.32

합계 33 0.00 1.54 -2.43 4.29

법의 지배 Kaufmann 외.(1999) : RL

소득 집단 국가수 평균 표준편차 최소값 최대값

1 19 -0.87 1.15 -2.43 2.05

2 9 1.14 1.30 -0.20 4.29

3 5 1.26 1.13 -0.44 2.32

합계 33 0.00 1.54 -2.43 4.29

정부 효율성 Kaufmann 외.(1999) : GE

소득 집단 국가수 평균 표준편차 최소값 최대값

1 20 0.80 0.37 -0.06 1.25

2 15 -0.16 0.76 -1.32 1.41

3 25 -0.95 0.36 -1.68 -0.24

합계 60 -0.17 0.90 -1.68 1.41

제도변수들 간의 상관관계

Js HP RL GE

Js 1.00

HP 0.66 1.00

RL -0.36 -0.77 1.00

GE -0.35 -0.77 0.97 1.00

주 : 소득집단 1=high income OECD countries, 2=high income non-OECD and

upper middles income countries, 3= lower middle income and low income

countries

제4장 노동시장 규제와 경제성과 85

나. 고용과 임금 data

분석에 사용된 고용과 임금 data는 2004년 3-digit UNIDO Industrial

Statistics Database에서 추출한 것이다. UNIDO Database는 1963년부

터 2002년까지 3-digit ISIC 코드(revision 2)에 상응하는 28개 제조업

부문의 data를 포함하고 있다. 분석에는 표본기간을 1980년-2002년으로

제한하 는데 이는 분석에 사용된 노동시장규제와 '법의 지배‘ 변수가

시간에 따라 변화하지 않는 변수이고 비교적 최근에 측정된 것이기 때

문이다. data상의 산출물과 임금변수는 경상 US 달러로 표시되어 있다.

그러나 앞에서 설명한 바와 같이 가격수준의 문제는 분석과정에서 자연

히 해결된다. 회귀분석에서 종속변수는 Δe jct로 t년도의 국가 c의 섹터

j에서의 총고용량의 로그변화이다.

원래 UNIDO Databaset에는 보다 많은 국가들이 포함되어 있으나 분

석에 사용된 표본은 고용보호규제 지수가 있는 국가로 한정되었다. 또

한 3개의 소득수준 집단에서 2%의 고용변화가 극단치를 제외하 다.

따라서 표본은 60개 국가에 한정된다.

3. 추정결과

실증분석에 사용된 추정방정식을 다시 한번 적어보면 다음과 같다.

Δe jct= λ 1Gap jct+λ 2 (Gap jct×JS c)

+λ 3(Gap jct×JS c×RL c)+ δ ct+ε jct ,(21)

고용보호규제 변수가 time-invariant하기 때문에 JS c와 RL c로부터 하

첨자 t가 생략되었다. 또한 Gap jct×JS c×RL c가 포함된 모든 회귀방정

식에는 Gap jct×RL c를 통제변수로 포함시켰다.

우선 고용보호규제가 고용조정에 미치는 효과를 무시하고, 즉 λ 2와

λ 3를 이라고 놓고 고용조정속도를 추정한 결과를 보자. <표 4-8>의

첫 번째 열은 평균 고용조정속도의 추정치를 보여주고 있다. 추정치는

86 노동시장 유연성의 국제비교

약 고용 갭의 60% 정도가 당해 년도에 사라짐을 의미한다. 고용 갭과

국가×년도 고정효과(fixed effects)가 로그 고용변화의 60%를 설명한다.

<표 4-8>의 (2)-(4)열은 실증분석의 주요결과를 보여준다. (5)-(7)열

은 섹터와 소득수준에 따라 상이한 λ 1을 설정한 경우이다. (2)열과 (5)

열은 λ 2의 추정치를 보여준다. 추정계수들은 모두 부(-)이며 통계적으

로 유의미하다. 고용 갭은 엄격한 고용보호법제를 가지고 있는 나라에

서 보다 느리게 조정된다는 것을 의미한다.

이제 법률상의 고용보호와 실제의 고용보호와의 차이를 고려해 보자.

(3)열과 (4)열에 그리고 (6)열과 (7)열에는 집행상에 나타난 실제적인 고

용보호규제가 고용조정속도에 미치는 향이 나타나 있다. (3)열과 (6)

열에서는 실제와 벌률상의 고용보호규제의 차이를 JS c×DSRL c라는

변수를 통해 반 하고 있다. DSRL c은 ‘법의 지배’지수가 평균이상인

경우에 1의 값을 갖는 더미변수이다. JS c×DSRL c가 고려되는 경우 λ 2

는 추정계수는 더 이상 유의미하지 않다. 반면 λ 3는 음(-)의 부호를 가

지며 통계적으로 유의한 결과를 보인다. 즉 JS c의 변화가 고용조정속도

에 미치는 향이 노동규제가 엄격하게 집행되는 나라에서 더 크게 나

타난다는 것을 의미한다. (3)열에 보고된 추정계수의 효과는 매우 크다.

법의 지배가 잘 확립되어 있는 국가들을 놓고 보면 고용보호규제의 하

위 20%(-0.19)에서 상위 80%(0.23)으로의 변화는 λ를 0.22 감소시킨다.

이에 반해 법의 지배가 잘 확립되어 있지 않은 국가의 경우에는 동일한

변화가 미치는 향은 0.006에 불과하다. 노동입법이 잘 집행되고 있는

국가들에 있어서 고용보호규제의 강화는 고용조정을 더디게 한다.

마지막으로 <표 4-8>의 마지막 열은 고용보호규제에 관한 Heckman

& Pages(2000)의 지수를 사용한 결과이다. HP ct지수는 OECD국가와 남

미국가들의 경우에만 산정되었기 때문에 표본수가 반으로 줄고 국민소득

이 낮은 대부분의 국가들이 제외된다. 반면 HP ct지수는 시간에 따라 변화

하기 때문에 고용보호규제의 변화가 미치는 효과를 반 할 수 있다. (8)에

서 나타난 바와 같이 HP ct가 고용조정에 미치는 효과는 음(-)이며 통계적

으로 유의하다.

제4장 노동시장 규제와 경제성과 87

<표 4-8> 추정 결과

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

Gap( λ 1)0.600

***

(0.009)***

0.603***

(0.008)***

0.607***

(0.012)***

0.611***

(0.012)***

Gap×JS( λ 2)-0.080

***

(0.037)***

-0.015***

(0.051)***

-0.025***

(0.051)***

Gap×JS×DSRL( λ 3)-0.514

***

(0.068)***

Gap×JS×DHGE( λ 3)-0.515

***

(0.068)***

Gap×HP( λ 2)

Controls

Gap×Dummy High RL-0.076***

(0.015)***

Gap×Dummy High GE-0.091***

(0.015)***

Observations 21.733*** 21.733*** 21.733*** 21.733***

R-squared 0.60***

0.60***

0.60***

0.60***

Gap×Income Interaction NO***

NO***

NO***

NO***

Gap×Sector Interaction NO*** NO*** NO*** NO***

주 : * 10% 유의수준, ** 5% 유의수준, *** 1% 유의수준

<표 4-8> 추정 결과(계속)

(5) (6) (7) (8)

Gap( λ 1)

Gap×JS(λ2)-0.126

***

(0.041)***

-0.027***

(0.052)***

-0.038***

(0.051)***

Gap×JS×DSRL( λ 3)-0.314

***

(0.070)***

Gap×JS×DHGE( λ 3)-0.326

***

(0.071)***

Gap×HP( λ 2)-0.022

***

(0.007)***

통제변수s

Gap×Dummy High RL0.086***

(0.023)***

Gap×Dummy High GE0.045

(0.023)*

Observations 21.733*** 21.733*** 21.733*** 12.012***

R-squared 0.61***

0.61***

0.61***

0.61***

Gap×Income Interaction Yes***

Yes***

Yes***

Yes***

Gap×Sector Interaction Yes*** Yes*** Yes*** Yes***

88 노동시장 유연성의 국제비교

<표 4-8>의 분석은 고용보호규제가 고용 갭의 조정속도에 통계적으

로 유의한 부의 효과를 미친다는 것을 보여준다. 이러한 결과 과연

robust한지를 밝히기 위하여 모델에 몇 가지 수정을 가하여 효과를 추

정해 보는 것이 필요하다.

첫째, 고용 갭을 여러 가지 상이한 방식으로 측정하여 추정한 결과가

<표 4-9>에 나타나 있다. 먼저 φ가 모든 국가에서 동일하다는 가정을

완화하여 소득집단별로 상이한 φ를 추정하여 회귀분석을 시도한 것이

(1)열과 (2)열에 나타나 있다. (3)열과 (4)열에서는 고용보호규제의 정도

에 따라 분류한 국가 그룹마다 φ가 상이하다고 가정하여 분석한 결과

이다. 다음으로 (5)-(8)열은 3기와 4기의 moving average를 이용하여

θ jct를 추정하고 이를 이용하여 고용 갭을 측정한 뒤 분석한 결과이다.

마지막으로 (9)열과 (10)열은 평균생산성 대신 평균임금을 w ojct에 사용

하여 Gap jct을 측정하여 분석한 결과이다. <표 4-9>에 따르면 어느 방

식을 취하던 추정결과는 <표 4-8>와 질적으로 동일하다.

둘째, 추정결과가 몇몇 국가에 의해 좌우되는지를 밝히기 위해 특정

한 국가를 제외하고 고용조정속도를 추정해볼 필요가 있다. <표 4-10>

은 특정 국가를 제외했을 경우의 λ 2와 λ 3의 추정치를 보여주고 있다.

모든 경우에 있어서 λ 3의 계수는 음의 부호를 가지며 통계적으로 유의

하다. 다만 Hong Kong과 Kenya를 제외한 경우 추정계수의 크기에 상

당한 변화가 발생한다. 따라서 이들 두 국가를 표본에서 제외하고 처음

부터 다시 분석할 필요가 있다. <표 4-11>은 이 결과를 보여주고 있다.

이 경우 φ 값은 0.40에서 0.42로 상승하기는 하지만 분석결과에 질적인

큰 차이는 발생하지 않는다.

제4장 노동시장 규제와 경제성과 89

<표 4-9> 추정결과의 상이한 설정(specifications)에 대한 불변성(robustness)

φ varies across

Income groups

φ varies across

Job security groups

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

Gap0.568

***

(0.009)***0.574

***

(0.008)***

Gap×JS-0.094***

(0.038)***

-0.013***

(0.051)***

-0.027***

(0.037)***

0.046***

(0.051)***

Gap×DSRL-0.051

***

(0.015)***

-0.071***

(0.015)***

Gap×Js×DSRL-0.501

***

(0.069)***-0.515

***

(0.068)***

Observations 21.733 21.732

R-squared 0.58 0.58 0.58 0.58

Gap-Sector Int NO Yes NO Yes

φ = 0.40

θ = MA(3) θ = MA(4) using wages

(5) (6) (7) (8) (9) (10)

Gap0.568

***

(0.009)***0.574

***

(0.008)***0.590

***

(0.009)***

Gap×JS-0.094***

(0.038)***

-0.013***

(0.051)***

-0.027***

(0.037)***

0.046***

(0.051)***

-1.018***

(0.038)***

-0.135***

(0.050)***

Gap×DSRL-0.051**

(0.015)***-0.071***

(0.015)***-0.106***

(0.016)***

Gap×JS×DSRL-0.501

***

(0.069)***-0.515

***

(0.068)***-0.258

***

(0.071)***

Observations 20,902 20,219 20,439

R-squared 0.60 0.60 0.60 0.60 0.60 0.60

Gap×Sector Int NO Yes NO Yes NO Yes

주 : * 10% 유의수준, ** 5% 유의수준, *** 1% 유의수준

90 노동시장 유연성의 국제비교

<표 4-10> 특정 국가를 제외할 경우의 추정결과

국가 λ 2 λ 3

추정계수 표준편차 추정계수 표준편차

ARG -0.01 0.05 -0.51 0.07

AUS -0.02 0.05 -0.52 0.07

AUT -0.02 0.05 -0.52 0.07

BEL -0.02 0.05 -0.52 0.07

BFA -003 0.05 -0.50 0.07

BOL 0.00 0.05 -0.52 0.07

BRA -0.01 0.05 -0.52 0.07

CAN -0.02 0.05 -0.52 0.07

CHL -0.02 0.05 -0.53 0.07

COL -0.02 0.05 -0.51 0.07

DEU -0.02 0.05 -0.52 0.07

DNK -0.02 0.05 -0.52 0.07

ECU -0.03 0.05 -0.50 0.07

EGY -0.02 0.05 -0.51 0.07

ESP -0.02 0.05 -0.53 0.07

FIN -0.02 0.05 -0.54 0.07

FRA -0.02 0.05 -0.51 0.07

GBR -0.02 0.05 -0.51 0.07

GHA -0.05 0.05 -0.48 0.07

GRC -0.02 0.05 -0.51 0.07

HKG -0.02 0.05 -0.37 0.07

IDN -0.02 0.05 -0.51 0.07

IND 0.01 0.05 -0.54 0.07

IRL -0.02 0.05 -0.54 0.07

ISR -0.02 0.05 -0.52 0.07

ITA -0.02 0.05 -0.51 0.07

JAM -0.02 0.05 -0.51 0.07

JOR -0.04 0.05 -0.49 0.07

JPN -0.02 0.05 -0.52 0.07

KEN -0.15 0.05 -0.38 0.07

제4장 노동시장 규제와 경제성과 91

<표 4-10> 특정 국가를 제외할 경우의 추정결과(계속)

국가 λ 2 λ 3

추정계수 표준편차 추정계수 표준편차

KOR -0.02 0.05 -0.52 0.07

LKA -0.02 0.05 -0.51 0.07

MAR -0.02 0.05 -0.51 0.07

MDG -0.02 0.05 -0.51 0.07

MEX 0.00 0.05 -0.53 0.07

MOZ 0.02 0.05 -0.55 0.07

MWI -0.01 0.05 -0.52 0.07

NYS -0.02 0.05 -0.46 0.07

NGA 0.00 0.05 -0.53 0.07

NLD -0.02 0.05 -0.51 0.07

NOR -0.02 0.05 -0.51 0.07

NZL -0.02 0.05 -0.53 0.07

PAK 0.02 0.05 -0.55 0.07

PAN -0.01 0.05 -0.52 0.07

PER 0.06 0.05 -0.59 0.07

PHL -0.03 0.05 -0.50 0.07

PRT -0.02 0.05 -0.54 0.07

SEN 0.00 0.05 -0.53 0.07

SGP -0.02 0.05 -0.52 0.07

SWE -0.02 0.05 -0.53 0.07

THA -0.01 0.05 -0.51 0.07

TUN -0.02 0.05 -0.51 0.07

TUR -0.03 0.05 -0.50 0.07

TWN -0.02 0.05 -0.49 0.07

URY -0.02 0.05 -0.50 0.07

USA -0.02 0.05 -0.53 0.07

VEN 0.00 0.05 -0.53 0.07

ZAF -0.02 0.05 -0.51 0.07

ZMB -0.02 0.05 -0.51 0.07

ZWE 0.03 0.05 -0.55 0.07

92 노동시장 유연성의 국제비교

<표 4-11> 홍콩과 케냐를 제외한 추정결과

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

Change in Log-Employment

Gap(λ1)0.615***

(0.009)***

0.620***

(0.009)***

0.649***

(0.012)***

0.652***

(0.012)***

Gap×JS(λ2)-0.105***

(0.039)**

-0.156***

(0.051)***

-0.163***

(0.051)***

Gap×Js×DSRL(λ3)-0.231***

(0.062)***

Gap×Js×DHGE(λ3)-0.227***

(0.070)***

Gap×HP(λ2)

Controls

Gap×Dummy High RL-0.121***

(0.015)***

Gap×Dummy High GE-0.136***

(0.015)***

Observations 20,881 20,881 20,881 20,881

R-squared 0.61 0.61 0.61 0.61

Gap×Income Interaction NO NO NO NO

Gap×Sector Interaction NO NO NO NO

주 : * 10% 유의수준, ** 5% 유의수준, *** 1% 유의수준

셋째, 고용 갭의 추정과 관련된 endogeneity bias의 가능성이다. 식 ()

에서 보듯이 고용 갭의 방정식의 우변에는 고용변화가 포함되어 있다.

따라서 추정방정식의 좌변과 우변에 모두 Δe가 포함되어 있어 내성성

이 존재할 가능성이 있다. 이를 교정하는 첫째 방법은 도구변수를 사용

하는 것이다. Gap jct=φz jt+Δe jct=φz jt-1+Δe*jct이므로 도구변수

로 사후적 갭인 φz jt-1 사용하는 것을 검토해 볼 수 있다. 그러나 만일

φz jt-1에 측정에러가 존재하고 시계열적으로 상호연관되어 있다면 유

용한 도구변수가 될 수 없다. 더욱이 모델에서는 섹터의 상대적 생산성

θ jct을 추정하기 위하여 moving average를 이용하 기 때문에 이러

제4장 노동시장 규제와 경제성과 93

한 가능성이 높다. 이러한 문제를 피하기 위해서 식 (12)의 우변의 v와

θ을 측정하는데 있어 생산성 데이터 대신 임금 데이터를 활용하여 사

후적 갭의 대체적 척도를 구성하는 방법을 택하 다. 내생성 편의를 피

하는 두 번째 방법은 현재의 고용변화를 추정식의 우변으로부터 제거할

수 있는 dynamic panel 방법을 활용하여 모델을 재구성하는 것이다. 이

경우 추정모델은 다음과 같다.

ΔGap jct=(1-λ c)ΔGap jct-1+ε jct . (22)

<표 4-12>은 위에서 설명한 두 가지 방법을 사용하여 λ를 추정한

결과이다. 비교의 목적을 위하여 첫 번째 줄에는 <표 4>의 첫 번째 열

에 나타난 결과를 다시 적어 두었다. 두 번째 줄은 lagged wage를 도구

변수로 하여 추정한 결과이다. 마지막으로 세 번째 줄은 dynamic panel

방법을 이용하여 추정한 결과를 보여주고 있다. 어느 경우에나 평균 고

용조정속도인 λ값에는 큰 변화가 없다. 따라서 endogeneity에서 발생하

는 bias의 크기는 그다지 크지 않다고 할 수 있다.

<표 4-12> IV추정

평균 조정속도

추정방법 추정계수 표준편차

Baseline Model(Column 1 in Table 4) 0.600 0.009

Gap instrumented with wage data 0.570 0.065

Standard dynamic panel formulation 0.543 0.078

4. 노동시장 규제가 초래하는 비용

제2장에서 우리는 노동시장의 경직성이 초래하는 비용에 관한 이론

적 검토를 실시하 다. 여기에서는 이 모델을 바탕으로 노동시장규제가

초래하는 비용을 계량화하기로 한다.

이제 다른 모든 것이 동일하고 단지 미시적 유연성의 정도만 차이가

94 노동시장 유연성의 국제비교

나는 두 경제가 있다고 하자. 두 경제의 유연성의 정도 는 λ c,1과 λ c,2

이다( λ c,1 < λ c,2). 우리는 제2장에서 두 경제의 성장률의 차이가

Δg Υ≃(g Υ,1+δ)[ 1λ c,1

-1λ c,2 ] θ (23)

로 표시되며, 생산성의 차이는

ΔA≃A 0[ 1λ c,1

-1λ c,2 ] θ (24)

로 표현됨을 알고 있다. 그리고 여기에서

θ =αγ(2-αγ)

2(1-αγ)2 (σ

2I+σ

2A)

이며 γ=( η-1)/η이다.

노동시장 유연성이 경제성장률에 미치는 효과를 살펴보기 위해서는

식 (23) 나타난 파라미터의 값을 설정해야 한다. 여기에서는 mark-up

비율을 20%(따라서 γ=5/6), g Y,1을 표본국가들의 1980-1990년 기간

동안의 근로자 1인당 생산량의 평균증가율인 0.7%로, σ=27%14),

α=2/3, 그리고 δ=6%로 정하 다. <표 4-13>는 국가별로 고용

조정속도를 추정한 결과이다. <표 4-14>은 추정된 고용조정속도를 크

기에 따라 5개 집단으로 나누어 각 집단간의 고용조정 속도 차이에 따

른 생산성 성장의 차이를 나타낸 것이다. 표에 의하면 노동시장 경직성

의 비용은 매우 큰 것으로 나타난다. ‘법의 지배’가 잘 확립되어 있는 국

가에서 노동시장규제가 하위 20%에서 상위 80% 수준으로 증가하면 생

산성 성장은 약 0.86% 감소한다. 반면 ‘법의 지배’가 잘 확립되어 있지

않은 국가에서 고용보호규제의 동일한 변화가 TFP 성장에 미치는 향

은 0.02%로 매우 작다.

물론 이러한 결과는 다른 조건이 동일하다(ceteris peribus)라는 가정

14) Caballero et al.(2004) 참조

제4장 노동시장 규제와 경제성과 95

<표 4-13> 국가별 조정속도의 추정

국가 λac 표준편차 λ

bc

표준편차.

ARG 0.380 0.060 0.364 0.071

AUS 0.558 0.048 0.537 0.063

AUT 0.521 0.040 0.504 0.056

BEL 0.160 0.046 0.158 0.062

BFA 0.327 0.066 0.309 0.076

BOL 0.562 0.049 0.545 0.064

BRA 0.385 0.067 0.346 0.078

CAN 0.565 0.038 0.547 0.055

CHL 0.631 0.045 0.618 0.061

COL 0.624 0.030 0.591 0.052

DEU 0.463 0.048 0.458 0.062

DNK 0.500 0.058 0.488 0.070

ECU 0.645 0.044 0.624 0.059

EGY 0.694 0.052 0.671 0.065

ESP 0.488 0.033 0.469 0.052

FIN 0.445 0.032 0.428 0.051

FRA 0.292 0.032 0.278 0.052

GBR 0.577 0.037 0.565 0.054

GHA 0.502 0.064 0.498 0.075

GRC 0.552 0.032 0.536 0.052

HKG 0.837 0.029 0.821 0.050

IDN 0.676 0.046 0.645 0.061

IND 0.746 0.051 0.736 0.067

IRL 0.516 0.031 0.488 0.051

ISR 0.606 0.040 0.592 0.057

ITA 0.364 0.047 0.341 0.062

JAM 0.563 0.411 0.510 0.364

JOR 0.697 0.041 0.681 0.057

JPN 0.470 0.035 0.463 0.054

KEN 0.224 0.038 0.201 0.055

96 노동시장 유연성의 국제비교

<표 4-13> 국가별 조정속도의 추정(계속)

국가 λac 표준편차 λ

bc 표준편차

KOR 0.719 0.028 0.696 0.052

LKA 0.744 0.041 0.729 0.056

MAR 0.572 0.060 0.569 0.071

MDG 0.688 0.067 0.666 0.075

MEX 0.467 0.042 0.451 0.058

MOZ 0.414 0.111 0.370 0.122

MWI 0.499 0.095 0.437 0.094

NYS 0.750 0.032 0.723 0.053

NGA 0.782 0.094 0.754 0.102

NLD 0.467 0.060 0.414 0.073

NOR 0.472 0.037 0.468 0.054

NZL 0.483 0.065 0.443 0.076

PAK 0.771 0.054 0.740 0.069

PAN 0.575 0.049 0.561 0.064

PER 0.379 0.038 0.376 0.056

PHL 0.664 0.036 0.652 0.055

PRT 0.369 0.029 0.362 0.050

SEN 0.716 0.080 0.707 0.090

SGP 0.631 0.039 0.605 0.057

SWE 0.578 0.037 0.555 0.054

THA 0.490 0.143 0.450 0.142

TUN 0.633 0.099 0.605 0.099

TUR 0.506 0.031 0.475 0.051

TWN 0.406 0.037 0.379 0.056

URY 0.584 0.034 0.575 0.053

USA 0.544 0.040 0.542 0.056

VEN 0.519 0.037 0.515 0.056

ZAF 0.581 0.044 0.548 0.059

ZMB 0.482 0.095 0.457 0.106

ZWE 0.774 0.051 0.749 0.064

1st quintile 0.346 0.325

2nd quintile 0.482 0.457

3rd quintile 0.546 0.527

4th quintile 0.619 0.600

5th quintile 0.743 0.723

주 : λac는 섹터를 통제하지 않은 추정치이며, λ

bc를 섹터를 통제한 추정치이다.

제4장 노동시장 규제와 경제성과 97

<표 4-14> 생산성 성장과 조정속도 I

Change in λc-Quintile 연간 성장률 변화

1st to 2nd 0.88%

2nd to 3rd 0.29%

3rd to 4th 0.23%

4th to 5th 0.28%

1st to 5th 1.68%

<표 4-15> 생산성 성장과 조정속도 II

(1) (2) (3) (4) (5) (6)

Change in Log-Employment

적정속도0.040

***

(0.018)***0.031

***

(0.019)***0.053

***

(0.018)***0.026

***

(0.019)***0.026

(0.019)

0.046***

(0.019)***

Constant-0.016***

(0.010)

-0.013***

(0.010)***

-0.016***

(0.009)***

-0.012***

(0.011)***

-0.012

(0.010)

-0.014***

(0.009)***

Observations 42 42 42 42 42 42

R-squared 0.108 0.066 0.294 0.043 0.041 0.230

Income fixed effects NO NO YES NO NO YES

Estimation via WLS WLS WLS OLS OLS OLS

주: * 10% 유의수준, ** 5% 유의수준, *** 1% 유의수준

에 입각한 것이므로 한계가 있다. 그러나 실질적인 고용보호규제가 경

제성장에 미치는 향이 매우 크다는 사실을 명확히 보여주고 있다고

할 수 있다.

더구나 <표 4-15>에 따르면 고용보호규제가 생산성 성장에 미치는

향의 구체적인 크기는 1980-1990년 간 표본에 포함된 국가의 생산성

증가율을 λ c로 회귀분석한 값과 크게 다르지 않다. 예를 들어 <표

4-15> (3)열의 소득수준을 통제한 회귀분석결과에 따르면 λ c의 추정계

수는 0.05이며 1%수준에서 통계적으로 유의하다. 이 추정치를 <표

4-8>의 (3)열의 추정결과와 결합하면 ‘법의 지배’가 잘 확립되어 있는

98 노동시장 유연성의 국제비교

국가에서 고용보호규제의 정도가 하위 20%에서 상위 80% 수준으로 증

가하면 연간 TFP 성장률은 1.18% 감소한다는 것을 알 수 있다. 반면

‘법의 지배’가 잘 확립되어 있지 않은 국가에서 고용보호규제의 동일한

변화가 TFP 성장에 미치는 향은 0.03%에 불과하다.

제5장 결 론 99

제5장

결 론

노동시장의 유연성을 제약하는 요인 중 가장 중요한 것은 노동시장의

규제이다. 본 연구는 노동시장 규제가 노동시장 유연성과 자원배분에

미치는 향에 관하여 이론적․실증적 분석을 시도하 다. 이와 아울러

노동시장 규제를 객관적으로 지수화한 연구결과들을 소개하고 우리나

라 노동시장의 규제의 정도를 국제비교적 관점에서 검토하여 보았다.

우리나라 노동시장의 규제 수준은 일반적인 예상과는 달리 그다지 높

지 않은 것으로 나타난다. 우리나라의 전반적인 노동시장의 규제수준은

우리와 경제발전 정도와 유사한 개발도상국들보다는 낮은 수준이다. 그

러나 우리보다 소득수준이 높은 국가들보다는 평균적으로 규제수준이

높은 것으로 나타난다. 노동시장의 유연성에 가장 직접적인 향을 미

치는 고용보호법제를 놓고 평가한 경우에도 유사한 결론이 도출된다.

노동시장 규제는 노동시장의 효율적인 자원배분을 왜곡한다. 지나친

고용보호규제는 경제 전체의 고용을 줄이며 실업 증가시키고 실업기간

을 늘리는 것으로 나타난다. 또한 비정규직 등의 대체적 근로형태와 비

공식 부문의 비중을 증가시킨다. 노동시장의 규제로 인해 야기되는 노

동시장의 경직성은 자원의 효율적인 이동을 방해하여 경제전체의 성장

과 생산성 증가를 둔화시킨다.

비록 우리나라 노동시장 규제의 정도가 경제발전 단계에 상응하는 수

준이기는 하지만 노동시장 규제로 인해 우리경제가 지불하는 비용은 적

지 않다. 우리나라의 노동시장 규제수준을 선진국 수준으로 낮출 경우

100 노동시장 유연성의 국제비교

연간 생산성 증가율은 0,2% 정도 상승하는 것으로 나타난다. 노동시장

에서의 규제완화를 통한 노동시장의 유연성과 효율성의 제고는 우리 경

제가 당면한 중요한 과제라고 할 수 있다.

제2장 노동시장 규제의 경제적 효과 101

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