해 왔다(Meyer, 1990;. Katz & Meyer, 1990; Card & Levine, 2000;
Carling et al.,2001; Uusitalo & Verho, 2010; 유길상 외, 2003; 황덕 순 외, 2004; 엄현택·이창원, 2010; 정의룡, 2015). 그리고 OECD(2001; 2006) 역시 기존의 소극적 노동시장정책을 지양하고 적 극적 노동시장정책을 활용할 것과 소극적 노동시장정책을 유지하더 라도 소극적 노동시장정책에 있어 근로유인 성격을 강화할 것을 권 장하고 있다. 즉, 소극적 노동시장정책은 근로자의 노동공급 의사에 부(-)의 영향을 미쳐, 노동소득의 발생 가능성을 저해하여 노동소득 분배율을 하락시킬 것이다.
가설 2-1-1: 적극적 노동시장정책의 강화는 노동소득분배율을 상 승시킨다.
가설 2-1-2: 소극적 노동시장정책의 강화는 노동소득분배율을 하 락시킨다.
한편, 이론적으로 볼 때 근로자에 대한 고용보호 수준의 강화는 신규 고용 비용과 해고비용을 동시에 증가시키기 때문에 고용효과 를 일률적으로 단정 짓기 어렵지만,26) 많은 실증연구가 고용보호의 존재 혹은 그 강화가 총고용에 부정적인 영향을 미친다는 결과를 보인 바 있다(Lazear, 1990; Hopenhayn & Rogerson, 1993; Alvarez
& Veracierto, 2000; 김용성, 2008). 그리고 이러한 분석결과들을 받 아들이면서 비탄력적인 임금조정을 가정할 경우, 고용보호의 강화는 노동소득분배율을 감소시킬 가능성이 존재한다.27)
26) Bertola(1990)과 Bentolia & Bertola(1990)는 고용보호가 고용에 미치는 효과가 존재하지 않는 것으로 본다.
27) 노동과 자본 간 대체탄력성이 큰 경우, 더욱 그러할 것이다. 반면에 노동-자본
하지만, 단순히 고용 전반에 대한 고용보호를 고려하여 소득분배 효과를 판단하는 것은 정규직과 임시직으로 분절된 노동시장의 구 조를 고려할 때, 적절치 않은 것으로 판단된다. 즉, 정규직과 임시직 을 분리하여 각각의 고용보호의 강도를 고려하는 동시에, 그 격차를 염두에 둘 필요가 있다.28) 임시직에 대한 고용보호 완화는 고용개선 을 유발하지 못한다는 실증연구(Blanchard & Landier, 2002; 변양규, 2009)와 정규직에 대한 고용보호 완화는 고용개선효과를 발생시킨다 는 실증연구(Kugler et al., 2003; 변양규, 2009)가 존재한다. 그리고 전자는 고용보호의 격차를 확대하는 것이며, 후자는 고용보호 격차 를 축소시키는 것으로 이해할 수 있다.29) 이에 정규직 근로자에 대 한 고용보호 수준의 강화는 노동소득분배율을 하락시킬 것이며, 임 시직 근로자에 대한 고용보호 수준의 강화는 노동소득분배율을 증 가시킬 것으로 예상해 볼 수 있다.
가설 2-2-1: 정규직 근로자에 대한 고용보호 수준의 강화는 노동 소득분배율을 하락시킨다.
가설 2-2-2: 임시직 근로자에 대한 고용보호 수준의 강화는 노동
간 대체효과가 작다면, 고용보호의 부정적 고용효과는 그에 비례하여 작게 나타 날 것이다.
28) 저소득층의 근로소득 증대를 통한 소득분배의 개선을 의도하는 경우, 고용보호 수준의 절대적 강도를 고려하는 것보다 정규직과 임시직 간 고용보호 격차에 더욱 방점을 두는 것이 더욱 바람직할 수 있을 것이다. 하지만 정규직-임시직 간 고용보호 격차를 반영하는 지표 발굴의 어려움이 존재한다.
29) 고용보호 격차를 논하는 데 있어, 정규직에 대한 고용보호 완화가 임시직에 대 한 고용보호 완화를 의미할 필연성은 존재하지 않는 것은 사실이다. 극단적인 경우 정규직에 대한 고용보호 완화의 상대적 크기가 임시직에 대한 고용보호 완화의 상대적 크기보다 작다면, 오히려 정규직에 대한 고용보호 완화가 단행되 더라도 고용보호 격차는 오히려 증대되는 것이기 때문이다. 하지만 본 연구에서 는 자료의 한계를 인정하면서 고용보호 강도에 대한 강한 가정을 유지한 채 가 설을 설정하고자 한다. 그리고 이러한 가설 설정의 어려움과 한계를 후술토록 하겠다.
소득분배율을 상승시킨다.