OECD 통계에서는 적극적 노동시장정책을 고용지원(public employment service), 고용인센티브(employment incentive), 스타트업 인센티브(start-up incentive), 고용창출(direct job creation), 질병, 장 애를 가진 사람을 위한 재활 및 고용지원(supported employment and rehabilitation), 직업훈련(training)으로 구분하고 있다. 이와 같이 다양한 적극적 노동시장정책 수단이 있지만 선행연구에서 검토하였듯이 적극적 노 동시장정책은 크게 시장친화적인 고용지원이나 고용 인센티브를 중시하는 재진입정책(re-entry facilitation)과 인적자본을 중시하는 직업훈련정책 (training), 직접적으로 고용을 창출하기 위해 일자리를 만들거나 보조금을 지원하는 고용창출정책(direct job creation)으로 구분할 수 있다(Bonoli 2010). 본 논문도 이러한 유형구분에 따라 OECD 통계를 아래 [표14]와 같이 매칭하였다.
OECD는 직업훈련(job training)을 정규교육에서 직업훈련을 받는 경우 제도 내 직업훈련(institutional training), 회사(75% 이상)에서 훈련 하 는 직장 내 직업훈련(workplace training), 회사와 훈련장소가 혼합된 통 합직업훈련(integrated training), 마지막으로 도제제도에 대한 지원 (special support for apprenticeship)을 포함하는 개념으로 측정하고 있 다. 재진입정책(re-entry facilitation)은 취업을 위한 정보서비스나 상담 혹은 취업 인센티브를 제공하는 정책을 의미한다. 마지막으로 고용창출정책
본 연구의 ALMP 구분 OECD 통계 명칭 직업훈련정책 training
재진입정책
public employment service employment incentive start-up incentive
supported employment and rehabilitation 고용창출정책 direct job creation
표 14 적극적 노동시장정책(ALMP)의 유형구분
(direct job creation)은 실업자에 대해 단기적으로 공공에서 직장을 제공 해 주는 정책인데, 공공 혹은 비영리 부문에서 일자리를 만들어 제공하거나 민간에 보조금을 주는 방식으로 운영될 수도 있다.
GDP 대비 적극적 노동시장정책에 대한 지출 수준 변수를 활용함에 있어 한 가지 유의할 사항은 적극적 노동시장정책에는 실업자에 대한 직업훈련 이 포함되어 있기 때문에 실업률 자체가 지출 수준에 영향을 준다는 것이 다. 이로 인해서 비정규직 규모와 같은 종속변수 뿐 아니라 독립변수인 적 극적 노동시장정책에 대한 투자 수준이 실업률의 영향을 받아 두 변수간의 관계가 허위 상관관계를 보일 수도 있다. 이 같은 이유로 본 연구에서는 적 극적 노동시장정책의 규모를 측정하는 변수로 Rueda(2015)에서 제시한 바와 같이 실업률 1%당 적극적 노동시장정책에 대한 투자 수준(실 업 률
직 업 훈 련 정 책 투 자 대 비
)을 활용하였다. 마지막으로 적극적 노동시장정책 중 직업훈련은 과거 (t-1) 시차변수를 활용하였다. 일반적으로 직업훈련의 효과는 다른 적극적 노동시장정책과 달리 직업훈련 기간이 있고 그 기간 이후에 효과가 나타난 다고 알려져 있기 때문이다(Caroleo and Pastore, 2001; Forslund, Johansson and Lindqvist, 2004)
(2) 고용보호제도
지난 30년 동안 노동시장 유연화를 위해 가장 많이 활용된 제도 중 하나 는 고용보호제도라고 할 수 있다. 그동안 노동시장 유연화를 위해 정규직 해고 규제 혹은 비정규직 활용에 대한 규제의 수준을 낮추는 수단을 많이 활용했기 때문이다. OECD는 고용보호제도의 엄격성(strictness)을 정규직 과 비정규직을 구분하여 측정하고 있는데, 국가마다 대체로 두 가지 노동형 태에 대해 다른 법규를 적용하고 있기 때문이다. OECD가 제공하고 있는 고용보호 통계자료는 다음과 같이 측정되고 있다. 정규직 고용보호 (Employment Protection for Regular Contract: EPRC_V2) 지표는 개 인해고에 대한 규제수준(가중치: 5/7)과 집단해고에 대한 규제수준(가중치:
2/7)을 가중 평균한 값이고, 비정규직 고용보호(Employment Protection for Temporary Employment: EPT_V1) 지표는 기간제와 임시 및 파견
근로의 활용에 대한 규제수준을 평균한 값이다26). 이렇게 측정된 결과는 고용보호수준이 약할수록 0점에 가깝고 강할수록 6점에 가깝게 점수화 되 어 있다.
(3) 실업보험제도
선행연구에서 검토하였듯이 실업보험 급여의 관대성은 저임금·불안정 근로의 규모와 관계가 있다. 실업보험 급여의 수준이 저숙련 근로자가 실업 상황에서 실업급여를 포기하고 재취업을 할 것인지에 대한 결정에 영향을 미치기 때문이다. 실업급여의 관대성을 측정하기 위해 선행연구는 주로 실 업급여에 대한 지출이 GDP에서 차지하는 비중을 활용하고 있다. 이때 실 업급여는 실업보험(unemployment insurance), 실업보조(unemployment assistance), 단시간 근로 혹은 근로시간 조정으로 인한 급여의 손실에 대 한 보상(partial unemployment benefits or part-time unemployment benefits) 등을 포함하고 있다(OECD, 2015). Rueda(2015)는 GDP 대 비 실업급여의 지출 수준을 실업급여의 관대성에 대한 대리변수로 활용하 게 되면 사회보호를 제공하는 공급자의 시각에서 실업보험의 관대성을 측 정하게 되기 때문에 수요를 함께 측정하기 위해서는 실업자 당 실업급여의 지출 수준으로 관대성을 측정할 필요가 있다고 주장하였다. 본 연구 또한 이러한 논리가 타당하다고 생각하여 실업보험제도의 관대성은 실업률 대비 실업급여의 지출 수준(실 업 률
실 업 급 여 지 출 대 비 )로 측정하였다.
(4) 최저임금제도
선행연구에서 검토하였듯이 최저임금제도 또한 저숙련 근로자의 고용, 상 대적 임금 수준과 같은 노동시장 성과변수에 영향을 미치는 변수로 알려져 있다. 따라서 최저임금제도가 노동시장 성과변수에 미치는 영향을 분석하기
26) 아래 OECD 웹페이지를 참조하였다.
http://www.oecd.org/els/emp/oecdindicatorsofemploymentprotection.htm
위해서는 각국에서 최저임금제도를 어떻게 운영하고 있는지를 고려하여 모 형에 포함할 필요성이 있다. OECD 국가의 최저임금제도 운영방식에 대해 고려해야 할 사항 중 하나는 최저임금제도를 시행하고 있지 않은 국가가 있다는 것이다. 본 연구가 분석 대상으로 하고 있는 국가 중 최저임금제도 를 실시하지 않은 국가는 오스트리아, 덴마크, 핀란드, 독일27), 이탈리아, 노르웨이, 스웨덴, 스위스 8개국이다. 대체로 북유럽 국가는 노동조합이 실 업보험을 관리하고 운영(Ghent System)하기 때문에 노조조직률과 단체 협약의 적용률이 높아 최저임금제도 도입에 대한 사회적 요구가 낮다고 알 려져 있다(김유선, 2014). 둘째, 책정한 최저임금의 수준에 차이가 있다는 것이다. 최저임금 수준의 상대적 차이에 대해 OECD는 전체 임금근로자의 평균 임금에 대한 최저임금의 수준과 중위임금에 대한 최저임금의 수준에 대한 통계를 제공하고 있다.
본 연구는 위와 같은 최저임금제도의 두 가지 특성을 고려하여 최저임금 제도를 세 가지 변수로 구분 하였다. 첫째, 최저임금제도를 도입하지 않은 경우, 둘째, 최저임금제도가 시행되고 있으나 그 수준이 중위임금의 47.
2%28)를 넘지 않는 경우(캐나다, 그리스 ‘08~’11년도 제외, 일본, 한 국, 룩셈부르크, 네덜란드 ‘07~’09, 스페인, 영국 ‘12년도 제외, 미 국), 셋째. 최저임금제도가 시행되고 있고 그 수준이 중위임금의 47.2% 이 상인 경우(호주, 벨기에, 프랑스, 그리스 ‘08~’11, 아일랜드, 이스라엘, 네덜란드 ‘07~’09년도 제외, 뉴질랜드, 포르투갈, 영국 ‘12) 이다.
(5) 기타 통제변수
선행연구에서 검토하였듯이 Rueda and Potusson(2000), Iversen and Soskice(2010), Busemeyer and Iversen(2012) 등의 연구는 임금협상
27) 독일은 2014년도에 처음으로 최저임금제도를 도입하였으나 본 연구의 분석 대상 기간이 2000-2013년이므로 최저임금제도를 도입하지 않은 국가로 분류되었다.
28) 전체 분석 대상 기간 중 중위 임금에 대한 최저임금의 수준의 중간값이 약 47.2%(2012 년 영국, 2006년 네덜란드에 해당하는 값)이었기 때문이다.
제도가 임금불평등에 미치는 영향을 강조하고 있다. 관련하여 Iversen(1998), Kenworthy(2001)는 임금협상제도의 집권화 (centralization) 수준을 측정하는 지표를 개발하였다. 해당 지표는 임금협 상제도의 결과가 얼마나 많은 노조원의 임금 수준에까지 영향을 행사하는 지를 측정하고 있다. 그러나 본 연구는 임금협상제도의 포괄성을 보여주기 위해서 노조조직률(union density) 지표를 활용하고 있는데, 그 이유는 임 금협상제도를 측정하기 위해 개발된 지표들이 최근의 변화를 반영하지 못 하고 있고, 노조조직률이 임금협상제도와 관련성이 높기 때문이다 (Wallerstein and Western, 2000). 정치적 환경에 대한 변수 중 최근 그 중요성이 줄어들고 있지만(Pierson, 1996; Stephens, Huber and Ray, 1999), 좌파 성향 내각 각료의 비중도 저임금·불안정 근로의 비중 에 영향을 줄 가능성이 있다고 알려져 있으므로(Rueda and Potusson, 2000) 해당 변수 또한 통제변수에 포함하였다. 구체적으로 관련 변수는 Armingeon et al. (2016)이 제공하는 Comparative Political Data Se t29)을 참조하였다.
다음으로 본 연구는 전체 근로자 중 서비스업에 고용된 근로자 비중을 통제변수로 모형에 포함하고 있다. 선행연구(Wren, 2013)에서 검토하였듯 이 전체 고용 중 서비스업 고용 증가는 저임금·불안정 근로의 원인이 되 고 있다는 지적이 있기 때문이다. 마지막으로 실업률과 같은 지표는 경제성 장률과 깊게 연관되어 있기 때문에 경제성장률 지표도 세계은행(World Bank, WB)이 제공하는 데이터를 활용하여 모형에 포함하였다.