통적으로 직업훈련에 대한 투자수준이 높다고 알려진 덴마크, 스위스, 아일 랜드뿐만 아니라 포르투갈, 아일랜드, 노르웨이, 룩셈부르크와 같은 국가에 서도 나타나는 현상이었다.
숙련 근로자들의 상대적인 임금 수준이 낮아질 가능성이 있다고 지적하고 있다. 본 연구에서도 고용률을 종속변수로 하는 분석모형에서 직업훈련에 대한 공공투자가 고용률을 증가시키는 효과가 있었는데, 만일 이 같은 고용 증가가 저임금 부문에서 일어났다면 직업훈련에 대한 공공투자가 저숙련 근로자의 상대적인 임금수준을 낮출 것이라는 주장이 어느 정도 설득력이 있게 된다. 실제로 분석 기간 동안 핀란드, 오스트리아, 독일에서는 직업훈 련에 대한 공공투자 수준이 높아지면서 고용률이 높아졌지만 임금불평등 수준은 악화되는 현상이 나타나고 있었다. 반대로 직업훈련에 대한 공공투 자 수준을 낮춘 노르웨이, 덴마크, 아일랜드, 이탈리아와 같은 국가는 고용 률은 감소했지만 오히려 임금불평등 수준이 증가하고 있었다. 직업훈련에 대한 공공투자가 임금불평등 수준을 완화하지는 못하지만 공공투자 수준을 낮추면 고용률과 함께 임금불평등을 악화시키는 요인이 되는 것으로 보인 다. 그러나 이에 대해서는 저임금·저숙련 노동시장의 고용률을 포함한 추 가적인 연구가 필요할 것으로 보인다.
한편, 2000년대 들어 적극적 노동시장정책의 성격이 변화했다고 지적하 는 선행연구(Bonoli, 2010; Rueda, 2014)들은 이러한 노동시장정책의 성 격변화로 인해 직업훈련이 노동시장에 미치는 긍정적인 효과가 나타나지 않고 있다고 주장하고 있다. 해당 기간 동안 적극적 노동시장정책(ALMP) 은 근로연계복지(workfare) 또는 활성화정책(activation)으로 인해 재진입 정책(re-entry policy)에 대한 투자 수준은 높아졌지만, 직업훈련에 대한 투자수준은 낮아졌고 직업훈련이 고용을 조건부로(conditionality) 제공되 는 경우가 많아졌다(Martin and Grubb, 2001; Gautie and Schmitt, 2010; Bonolli, 2010). 관련 연구는 이로 인해 공공의 직업훈련에 대한 투자가 기존에 목표로 했던 직업능력개발(upskilling)을 통한 저숙련 근로 자의 생산성 향상이라는 목적은 달성하기가 어려워진 반면, 저임금 노동공 급을 증가시켜 저임금 노동시장에서 임금을 낮추는 효과가 나타났다고 주 장하고 있다(Kazis and Miller, 2001; Gautie and Schmitt, 2010). 실 제로 아래 [표17]를 보면 재진입정책에 대한 투자는 임금불평등 수준을 증 가시키는 경향이 있었다. 따라서 순수한 직업훈련의 직업능력개발 (upskilling)에 대한 효과와 재진입정책에 조건부로 제공되는 직업훈련의
효과가 혼재되어 나타났기 때문에 직업훈련이 임금불평등 수준을 낮추는 효과가 뚜렷하게 나타나지 않았을 가능성이 있다.
종속변수
고용률 임금불평등 비정규직 규모 청년실업률
coef se coef se coef se coef se
서비스업고용 0.001 0.001 0.001 0.002
경제개방도 -0.000** 0.000 0.000 0.000 0.044*** 0.012 0.001** 0.000 경제성장률 0.002*** 0.001 0.001 0.002 0.134** 0.061 -0.008*** 0.002 노조조직률 -0.002*** 0.001 -0.004 0.002 -0.396*** 0.066 0.005*** 0.002 좌파내각(%) 0.000 0.000 -0.000* 0.000 0.007** 0.003 -0.000 0.000
고용보호
(정규직) 0.041*** 0.011 0.084** 0.036 0.455 0.927 -0.158*** 0.028 고용보호
(비정규직) -0.006 0.005 0.089*** 0.029 0.226 0.394 -0.001 0.011 실업보험의
관대성 -0.032 0.035 -0.033 0.106 8.294** 3.334 0.258*** 0.088 직업훈련투자
(lag) 0.543*** 0.086 -0.117 0.253 -3.157 7.384 -0.951*** 0.212 재진입투자 0.068 0.062 0.515** 0.208 -9.790* 5.382 -0.314* 0.179 고용창출투자 0.137 0.133 -0.188 0.401 -39.81*** 11.57 -0.599 0.504 상수항 0.670*** 0.038 1.349*** 0.125 21.774*** 3.491 0.260 0.159
연도더미 O O O O
no. of obs. 268 224 236 242
no. of
Groups 23 23 22 21
rho 0.97 0.98 0.98 0.96
R^2(within) 0.42 0.25 0.36 0.60
R^2(between
) 0.02 0.07 0.03 0.03
R^2(overall) 0.01 0.04 0.07 0.00
(주1) 하우스만 검정 결과, 비정규직 규모를 종속변수로 하였을 때 chi^2(22)=36.95 (p-value=0.02)으로 영가설을 기각하여 고정효과 모형만이 일치추정량이라는 결과를 얻을 수 있었고, 청년실업률도 chi^2(22)=38.29 (p-value=0.02)로 고정효과 모형만이 일치추정량으로 고정효과 모형의 결과를 보고하고 있다. 임금불평등과 고용률을 종속 변수로 하는 경우에는 임의효과 모형의 추정치가 더 효율적이나(고용률:
chi^2(22)=21.19 (p-value=0.51), 임금불평등: chi^2(22)=10.76 (p-value=0.98)), 적 극적노동시장정책에 있어 고정효과 모형의 분석 결과와 계수값의 방향이나 통계적 유 의미성과 큰 차이가 없었기 때문에 본문에는 포함하지 않고 [부록1]에 분석한 결과를
표 17 직업훈련에 대한 공공투자와 노동시장 성과(고정효과 모형)
다음으로 직업훈련에 대한 공공의 투자 수준은 비정규직 근로의 비중과 음(-)의 관계에 있었지만, 이 또한 통계적으로 유의미하지는 않았다(위 [표17] 참조). Rueda(2014)에 의하면 주로 이차 노동시장에 근로하는 저 숙련 근로자들은 직업훈련을 통해 숙련수준을 높여 일차 노동시장으로 진 입할 수 있다. 그러나 본 연구의 분석 결과를 보면 이러한 효과가 나타나지 않았는데 그 원인은 무엇일까? 이를 밝히기 위해 이중노동시장 국가로 제 한해서 직업훈련에 대한 공공투자가 비정규직 근로의 비중을 낮추지 여부 를 분석해 보았다. 이때 한 국가의 노동시장이 고용형태를 기준으로 분절되 어 있는지 여부는 Boeri and Garibaldi (2007), Barbieri and Scherner(2009), Peng(2010), Rueda(2014)를 참조하였다31).
노동시장의 특성을 구분하여 분석한 결과(아래 [표18] 참조), 예상한 것 처럼 이중노동시장 국가에서 주로 직업훈련에 대한 공공투자가 비정규직 비중을 낮추는 효과가 있는 것으로 나타나고 있었다. 그렇다면 특히 이중노
31) 구체적으로 이중노동시장 국가는 다음과 같은 절차에 의해서 구분하였다. 먼저 일반적 으로 잘 알려진 이중노동시장 국가인 일본(Peng, 2010) 독일(Palier and Thelen, 2010;
Eichhorst and Marx, 2011)을 기준으로 Rueda(2014)가 제시한 이중노동시장국가의 두 가지 특성(ALMP의 관대성, 정규직에 대한 고용보호)에 기초하여 2000-2013년 동안 ALMP의 관대성이 독일보다 낮은 국가, 정규직에 대한 고용보호 수준이 일본보다 높은 국가를 이중노동시장 국가에 포함시켰다. 이 기준에 따르면 독일, 벨기에, 오스트리아, 일본, 포르투갈, 이탈리아, 스페인, 그리스, 룩셈부르크가 이중노동시장 국가에 포함된다.
그러나 룩셈부르크는 정규직에 대한 고용보호수준이 높지만 비정규직에 대한 고용보호 수준도 높아 OECD 국가에서 임시직 근로의 사용 비중이 매우 낮은 것으로 알려져 있어 (Lawson, 2010) 이중노동시장 국가로 분류하지 않았다. 또한 프랑스의 GDP 대비 ALMP 투자 비중은 독일과 비슷하지만 노동시장 개혁 이후 임시직에 대한 고용보호 수준을 완 화하고(Blanchard and Landier, 2002), 이중노동시장국가로 전환하고 있다는 연구 (Palier and Thelen, 2010)을 참고하여 이중노동시장 국가로 분류하였다.
제시하였다.
(주2) 비정규직 규모와 고용률을 종속변수로 할 때 서비스업 고용 비중이 다중공선성문제 (multicollinearity)를 야기하여 해당 변수를 제외하고 분석하였다.
(주3) 고등교육 수준의 증가로 인해 최근 유럽에서는 청년실업의 정책 대상을 15-29세로 넓히는 것을 권고하고 있다. OECD 통계는 25-29세 청년실업률을 따로 제공하고 있는 데, 본문에 포함하지는 않았지만 25-29세의 청년실업률을 종속변수로 하더라도 위의 분석 결과의 부호와 통계적 유의미성과 차이가 거의 없었다. 이러한 분석 결과를 [부록 2]에 포함하였다.
(주4) ***: 유의수준 0.01; **: 유의수준 0.05; *: 유의수준 0.1
동시장 구조에서 이러한 효과가 나타난 원인에 대해서 밝혀야 할 것 보인 다. 직업훈련에 대한 공공투자는 앞의 분석 결과에서 보았듯이 고용률을 증 가시키는 효과가 있다. 이렇게 고용 규모가 증가함에도 불구하고 이중노동 시장 구조에서는 정규직 해고의 비용이 높기 때문에 정규직 일자리를 늘리 기 힘들 수 있다. 그렇다면 기업이 활용할 수 있는 대안은 비정규직을 활용 하는 것일 것이다. 이러한 상황에서 정부 지원으로 비정규직에 대해 직업훈 련을 실시한다면 기업은 생산성이 높아진 비정규직 직원을 정규직으로 재 고용할 가능성이 있다.
이러한 효과가 특히 이중노동시장구조에서 일어난다는 사실은 Barbieri and Scherer(2009)가 지적한 것처럼 고용형태에 따라 노동시장이 이중화 된 경우에는 생산성 향상에 대한 보상이 정규직 전환으로 이루어지기 때문 일 수도 있다. 분석 대상과 방법은 다르지만 비슷한 연구결과로 Baranowska and Gebel(2010)도 정규직 고용보호의 수준이 청년 비정규 직 근로자를 증가시킨다는 증거는 없다고 분석하였는데, 이러한 분석 결과 에 대해 직업훈련에 대한 투자가 청년을 노동시장으로 통합하는 효과를 발 휘했기 때문이라고 설명하고 있다. 그러나 실제로 이러한 분석 결과가 국가 별로 나타나는지에 대해서는 구체적인 실증분석이 필요할 것이다.
종속변수
=비정규직 비중
OECD 24개국 전체 이중노동시장 이중노동시장이 아닌 국가
coef se coef se coef se
경제개방도 0.044*** 0.012 0.036 0.045 0.035*** 0.010 경제성장률 0.134** 0.061 0.308** 0.117 0.025 0.057 노조조직률 -0.396*** 0.066 -0.659*** 0.172 -0.094 0.083 좌파내각(%) 0.007** 0.003 0.012** 0.005 0.001 0.003
고용보호
(정규직) 0.455 0.927 -0.640 1.785 2.677* 1.494 고용보호
(비정규직) 0.226 0.394 -0.526 0.632 -0.860 0.913 실업보험의
관대성 8.294** 3.334 1.628 9.726 8.465*** 2.834 직업훈련투자
(lag) -3.157 7.384 -81.870** 33.089 -4.911 6.031 재진입투자 -9.790* 5.382 30.780* 16.602 -6.902 5.346 고용창출투자 -39.81*** 11.57 -11.335 22.349 -53.531*** 14.772
상수항 21.774*** 3.491 33.828*** 5.746 6.755 5.064
연도더미 O O O
no. of obs. 236 111 125
no. of
Groups 22 10 12
rho 0.98 0.96 0.98
R^2(within) 0.36 0.41 0.67
R^2(between) 0.03 0.46 0.00
R^2(overall) 0.07 0.47 0.00
(주1) 이중노동시장으로 분류된 국가는 벨기에, 독일, 이탈리아, 포르투갈, 스페인, 그리 스, 프랑스, 오스트리아, 한국, 일본이고, 이중노동시장으로 분류되지 않은 국가에는 룩셈부르크, 영국, 아일랜드, 캐나다, 호주, 미국, 스위스, 핀란드, 뉴질랜드, 스웨덴, 네덜란드, 덴마크, 노르웨이가 포함되어 있다.
(주2) 하우스만 검정 결과 이중노동시장 국가를 표본을 한 경우에는 chi^2(9)=79.60 (p-value=0.00)으로 영가설을 기각하여 고정효과 모형만이 일치추정량이라는 결과 를 얻을 수 있었고 이중노동시장이 아닌 국가를 표본으로 한 경우에도 chi^2(11)=96.43(p-value=0.00)으로 고정효과 모형의 결과를 보고하였다.
표 18 직업훈련에 대한 공공투자와 비정규직 비중(이중노동시장인지 여부에 따른 구분)