産 業 關 係 硏 究

第24卷 第4號, 2014. 12. pp.1~28

ⓒ 韓 國 雇 傭 勞 使 關 係 學 會

논문접수일 : 2014년 5월 13일, 심사의뢰일 : 2014년 5월 20일, 심사완료일 : 2014년 9월 30일

**** 본 연구는 2013년 제7회 사업체패널 학술대회에서 발표한 논문을 개정한 것입니다. 저자들은 논문을 발전시키는 데 유익한 지적을 해주신 익명의 심사자들께 감사드립니다.

**** (제 1 저자) 한국기술교육대학교 HRD센터, 대우교수, 041-560-1489, youno@koreatech.ac.kr

**** (공동저자) 미국 University of South Carolina, Darla Moore School of Business, Management
Department, PhD Candidate, +1)732-882-5173, youngsang.kim@grad.moore.sc.edu

**** (공동저자) 가톨릭대학교 경영학부 부교수, 02-2164-4281, owpark@catholic.ac.kr

産業關係硏究 제24권 제4호

비정규직 활용수준의 변화와 기업성과: 임의계수성장모형의 적용 (김윤호 ∙ 김영상 ∙ 박오원)

비정규직 활용수준의 변화와 기업성과: 임의계수성장모형의 적용*

김 윤 호** ‧ 김 영 상*** ‧ 박 오 원****

본 연구는 WPS 1～4차년도 자료의 2,268개 관측치를 활용하여, 기업의 비정규직(직접고용 및 간접고용) 활용 변화 패턴이 기업성과(순이익)의 변화에 미치는 효과를 검증하였다. 다수준 분석 기법인 임의계수성장모형을 통해 관계를 검증한 결과, 직접고용 및 간접고용 형태 모두 비정규직 비율의 기업 내 증가는 시간에 따른 순이익의 감소에 통계적으로 유의미한 영향을 주는 것으로 나타났다. 또한, 추가 분석을 통해 두 가지 비정규직 유형의 활용 변화 간 상호작용 효과를 검증한 결과, 직접고용과 간접고용 비정규직의 비율을 동시에 감소시킨 경우가 시간에 따른 순이익의 증가에 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타났다.

▶ 주제어: 비정규직, 기업성과, 임의계수성장모형

Ⅰ. 서  론

1997년 외환위기를 전후하여 기업들은 세계화의 흐름 속에 경쟁력을 갖추기 위한 방편 중의 하나로 비정규직 활용을 통한 비용절감 및 수량적 유연성 증대전략을 추구하여 왔다. 그러나 기업들의 비정규직 활용 증대라는 전략적 선택은 국가수준의 총량적 비정규직 규모의 증대를 가져와 지난 10여 년간 한국 노사관계의 핵심 문제가 되어 왔고, 비정규직의 남용을 억제하기 위한 입법적 노력이 추진되어 왔다. 또한 비용절감이라는 명시적 편익 요인 뒤에 숨어 있는 부정적인 측면에 대한 우려도 지속적으로 제기되고 있는 상황이다. 또한 “비정규직의 활용이라는 기업의 전략적 선택이 과연 기업성과에 긍정적 영향을 미치는가?”라는 질문에 대해서도 아직까지 명확한 결론을 내리지 못하고 있는 것이 사실이다.

그동안 비정규직 활용과 기업성과의 관계를 연구한 국내외 문헌들은 긍정적 관계(Lewin, 2001; Nayar & Willinger, 2001; Valverde, Tregaskis, & Brewster, 2000), 부정적 관계(권순식, 2004; 이시균․김정우, 2006; 최종일, 2012; Diaz-Mayans & Snchez, 2004; Michie & Sheehan, 2001; Sanchez & Toharia, 2000)를 보고하거나 유의미한 관계를 발견하지 못한 경우(전병유․장동구, 2005; 정재훈․오주연, 2009)도 있는 등 혼재된 결과를 보여주고 있다. 이와 같은 결과는 비정규직 활용과 기업성과의 관계를 파악하기 위해서 기존 연구와는 차별적인 접근이 필요함을 시사하고 있다. 이와 관련하여, 비정규직 활용이 기업성과에 미치는 효과에 대한 기존의 많은 연구들을 살펴보면, 전반적으로 단기적인 관점에서 비정규직 활용의 효과를 분석하고 있는 경향을 발견할 수 있다. 즉, 특정 시점에서의 비정규직 활용이 기업성과에 미치는 영향을 파악하였던 것이다.

그러나 실제 대부분의 기업들은 비정규직을 특정 시점에서 일회성으로 활용하는 것이 아니라 연도별로 지속적으로 활용하는 특징을 가진다. 또한 비정규직의 긍정적 또는 부정적 효과는 단기간이 아닌 장기간에 걸쳐서 나타나며, 이것 또한 비정규직 활용의 연도별 변화에 따라 상이할 가능성이 존재한다. 그럼에도 불구하고 기존 연구들은 이러한 사항들을 고려하지 못하고 있다. 따라서 본 연구에서는 이러한 문제를 해결하는 대안적 시도로서 비정규직 활용의 종단적 변화가 기업성과의 변화에 미치는 효과를 실증분석해 보고자 한다.

본 연구는 WPS 1~3차(2005~2009년) 자료로 기업의 비정규직 활용 변화, 그리고 2~4차(2007~2011년) 자료로 기업성과 변화에 대한 자료를 구축하여 분석에 활용하였다. 본 연구의 구체적인 구성은 다음과 같다. 첫째, 문헌 검토에서는 관련 문헌들을 고찰하고 본 연구의 가설을 설정한다. 둘째, 연구방법론에서는 분석 자료와 분석방법인 임의계수성장모형의 분석 절차를 제시한다. 셋째, 결과에서는 분석 결과를 보고한다. 마지막으로, 결론에서는 본 연구의 한계점과 향후 연구 방향 및 시사점을 정리한다.

Ⅱ. 문헌 검토 및 가설

1. 문헌 검토

(1) 이론적 논의

비정규직 활용과 기업성과의 관계를 검토한 연구들은 높은 수준의 비정규직 활용이 조직에게 다양한 측면의 비용과 편익을 제공할 수 있고, 비용과 편익 중 어떤 효과가 더욱 지배적으로 나타나는지를 설명할 수 있는 이론은 아직까지 제시되지 않고 있음을 밝히고 있다 (Becker, 2004; Kleinknecht et al., 1998). 하지만, 긍정적 효과 및 부정적 효과를 설명하는 양측에서는 나름대로의 이론적 배경을 제시하고 있으므로 이를 간략히 소개하고자 한다.

먼저, 긍정적 효과를 강조하는 측(이하, 긍정론)에서는 정규직에 비하여 상대적으로 낮은 수준의 노동비용과 수량적 유연성 확보로 시장수요에 따른 최적의 인력활용이 가능하다는 점을 제시한다. 첫째, 비용감소 측면에서, Nayar and Willinger (2001)는 주식가격 최대화가 경영자의 핵심 목적이라는 재무경제학의 기업 이론을 바탕으로, 비정규직의 고용을 증가시키는 경영자의 의사결정이 주어진 매출 소득에 대한 비용절감을 가져와 현금 흐름의 증가에 영향을 미치고, 이것이 투자자들에게 긍정적 정보를 제공하여 주가의 상승과 기업 이익의 증대에 기여할 것으로 예측하였다. 이때 비용의 감소에 따른 현금 흐름 증가에 기여하는 것은 임금과 부가급여와 같은 직접적 노동비용뿐만 아니라, 채용과 해고비용 및 훈련비용과 같은 간접적 노동비용 등이 포함될 수 있다.

둘째, 수량적 유연성의 확보와 기업성과의 관계는 실물옵션이론(real options theory)을 통해 설명할 수 있다(Bhattacharya & Wright, 2005). 이 이론에 의하면, 불확실성에 처한 기업이 미래 환경변화에 대비한 유연한 선택가능성을 확보하기 위해, 불확실성이 해소될 때까지 자원에 대한 투자를 유보하는 대신, 자신에게 유리한 투자의사결정을 내릴 수 있는 시점에서 원하는 선택을 할 수 있는 권리를 보유할 수 있다(Bowman & Hurry, 1993). 이 권리를 보유한 기업은 자원의 가치절하 위험을 줄이고, 미래가치향상의 편익을 최대화할 수 있다는 것이다. 이 논리는 비정규직 활용과 기업성과의 향상에도 적용될 수 있다(Foote & Folta, 2002). 인력을 정규직으로 고용하는 경우 노동비용은 고정비용의 성격을 갖게 되지만, 다양한 형태의 비정규직을 활용하는 경우 이 노동비용을 변동비 성격으로 대체할 수 있다(이영면 · 나인강 · 이주형, 2013). 즉, 계약기간을 특정 하는 임시직과 같은 직접고용 비정규직의 경우 계약만료 시점에서 해당 비정규직 근로자의 업무능력, 조직과의 적합성, 조직의 인력수요 등 다양한 요인들을 고려하여 계약갱신이나 정규직 전환 또는 계약해지를 선택적으로 결정할 수 있다. 또한, 사내하청이나 파견업체의 간접고용 비정규직의 경우에도 조직의 시장 확대·축소전략 등 상황변화에 따라 인력을 내부화하거나 기존 상태를 유지 또는 계약해지를 선택적으로 결정할 수 있다. 이와 같이 비정규직의 활용은 정규직 채용을 유예하였다가 다양한 형태의 불확실성이 제거된 경우 정규직으로 채용할 수 있는 정규직 채용유예옵션과 비정규직이기 때문에 정규직에 비하여 상대적으로 적은 해고비용을 부담하면서 계약을 해지할 수 있는 비정규직 포기옵션을 동시에 보유하는 의미를 가지게 된다(Foote & Folta, 2002). 결국 실물옵션이론은 비정규직 활용을 통한 기업의 수량적 유연성 확보가 인력운용에 대한 다양한 형태의 옵션을 창출하고, 이러한 옵션은 정규직 채용에 따른 다양한 기회비용을 감소시켜 장기적인 관점에서 기업의 성과 향상에 기여할 수 있다고 설명한다.

그 이외에도, 정규직을 조직의 핵심 부분에 재배치할 수 있고(Atkinson, 1984), 내부에 부재한 전문 인력을 외부로부터 활용할 수 있다는 장점(Matusik & Hill, 1998) 등이 비정규직의 긍정적 효과를 설명하는 논리들이다.

반면, 부정적 효과를 강조하는 측(이하, 부정론)에서는 정규직에 비하여 상대적으로 낮은 인적자본 및 사회적 자본의 축적이 이루어지기 때문에(Giannetti & Madia, 2013; Hirsch & Mueller, 2010 등), 다른 기업보다 비정규직을 많이 활용하는 기업은 경쟁열위를 보유한다고 본다. 첫째, 비정규직의 경우 일반적으로 정규직에 비하여 짧거나 불확실한 기간 동안만 해당 조직에서 근로를 제공하기 때문에, 인적자본투자에 대한 유인이 노사 모두 높지 않다. 여기서 인적자본은 사람 속에 내재화되어 있는 역량으로 기업의 가치창출에 기여하는 핵심 요소이며, 기업은 이 인적자본 향상을 위해 다양한 교육훈련에 투자하게 된다. 그러나 비정규직에 대한 인적자본투자는 기대하기 어렵다. 비정규직 근로자의 입장에서는 언제 회사를 그만둘지도 확실히 모르는 상황에서 기업 특수적 인적자본을 향상시키기 위한 노력을 할 동기가 크지 않기 때문이다. 물론 기업에서 비정규직이 다른 기업으로 이직한 경우에도 활용할 수 있는 일반적 인적자본에 대하여 적극적으로 투자해준다면 근로자 입장에서도 거부할 필요가 없지만, 기업은 비정규직 근로자가 이직할 경우 매몰비용이 발생하게 될 것이 분명한 훈련투자에 적극적으로 나서기 어렵기 때문에 기업에 의한 일반적 인적자본 투자도 기대하기 어렵다. 이렇게 낮은 수준의 인적자본투자는 조직문화 및 조직특유의 업무방식에 대한 지식뿐만 아니라 조직 내 전반적인 일반적 인적자본의 부족 문제를 발생시킨다.

둘째, 비정규직을 많이 활용하는 조직에서는 높은 수준의 사회적 자본형성이 이루어지기 어렵다. 사회적 자본은 조직 내 개인 또는 사회적 단위들이 보유하는 관계의 네트워크에 체화되어 있고, 그 네트워크를 통해 획득될 수 있는 실제적·잠재적 자원의 총합으로 정의할 수 있다(Nahapiet & Ghoshal, 1998). 그런데, 이러한 사회적 자본은 상대적으로 장기간 동안 형성된 사회적 관계를 통해 확보할 수 있는 것이 일반적이다. 그런데 조직에 비정규직이 많아 높은 수준의 이직률이 지속되는 상황에서는 사회적 응집성과 구성원 간의 신뢰형성은 기대하기 힘들다(Giannetti & Madia, 2013). 따라서 비정규직 비율이 높을수록 조직 내 사회적 자본의 수준은 낮아진다.

위와 같은 차원에서 권순식(2004)은 Blau(1964)의 사회적 교환이론을 응용하여 비정규직의 높은 활용은 조직과 근로자 간의 낮은 유인과 낮은 공헌의 교환관계를 형성토록 하여, 조직의 근로자에 대한 낮은 투자와 근로자의 조직에 대한 낮은 공헌이 형성되고, 이것이 궁극적으로는 기업의 이익에도 부정적인 영향을 미친다는 논리를 제공하였다. 또한 낮은 수준의 교환관계에서 발생하는 조직몰입 등 충성도의 부족, 조직소유 정보 및 기술의 유출가능성(Matusik & Hill, 1998), 정규직 인력의 태도에 대한 부정적 영향(Davis-Blake, Broschak & George, 2003) 등이 비정규직 활용의 부정적 효과를 설명하는 논리들이다.

(2) 실증연구 정리

비정규직과 기업성과의 관계를 분석한 대표적 문헌들을 살펴보면 다음과 같다. 먼저, 비정규직 활용과 기업성과의 긍정적인 관계를 보고한 연구들은 다음과 같다.

Valverde, Tregaskis, and Brewster(2000)는 11개 국가 3,730개 기업에 대한 분석을 통해, 다섯 가지 비정규직 유형 가운데 제품 수요의 증가 시기에만 활용할 수 있는 임시직(temporary/casual contracts)의 추가적 고용이 비용 대비 총수익 정도의 인식으로 측정한 기업성과에 긍정적인 영향을 미치는 것을 보고하였다. 나머지 파트타임, 하청 등의 비정규직은 기업성과에 유의한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다.

산업수준 자료이기는 하지만, 비정규직 활용과 기업들의 성과 간의 관계를 분석한 Kahn(2001)의 연구도 흥미롭다. 이 연구에서는 독립계약자를 제외한 비정규직의 활용수준이 전반적으로 생산성과 부정적 관계를 가지만 반면, 1995년과 1997년 사이의 비정규직 활용 증가 정도는 1997년 생산성과 긍정적인 관계가 있다고 보고하였다. 하지만, 비정규직 활용수준이나 증감이 이익수준과는 부정적 관계를 보이거나 유의미한 관계를 나타내지 못했다.

비정규직의 활용을 저관여 작업관행(low-involvement work practices)으로 개념화하여 다양한 형태의 기업성과와의 관계를 분석한 Lewin(2001)의 연구도 투하자본수익률 등 대부분의 재무성과 지표에 비정규직의 활용수준과 활용증가가 기업성과에 긍정적 영향을 미치는 것으로 보고하고 있다.

Nayar and Willinger(2000)은 더욱 엄격한 의미의 비정규직 활용과 기업성과의 인과관계를 분석하기 위하여, 1990년에서 1994년 사이의 종단 자료를 활용하는 동시에 기준 회계기간 동안 비정규직을 10% 이상 활용하고 그 이후 2년간 지속적으로 비정규직을 활용한 기업들을 연구 집단으로 설정하고, 이 기준에 포함되지 않는 기업들 중 소속 산업과 총자산 등 다른 조건이 유사한 기업들을 통제집단으로 매칭하여, 다양한 재무성과와의 관계를 분석하였다. 분석 결과, 통제집단에 비해 비정규직 활용 집단의 기업들이 재무적 성과에 더욱 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

위의 네 가지 실증연구들을 제외하면 비정규직과 기업성과 간의 정적 관계를 보고하는 연구들은 찾아보기 어렵다. 즉, 대부분의 관련 연구들은 연구 변수에 따라 매우 혼재된 결과를 나타내거나, 또는 통계적으로 유의미하지 않거나 부정적 관계를 보고하고 있는 것이 사실이다. 상대적으로 일관되게 부정적 관계를 보고하는 있는 연구들은 주로 비정규직 활용수준이 매우 높은 것으로 알려진 스페인과 우리나라 기업들을 대상으로 한 연구들이 발견되어 흥미롭다. Diaz-Mayans and Sánchez(2004)는 1990년부터 2001년까지의 180개 스페인 제조업 기업들의 종단 자료를 바탕으로 임시직 활용수준과 부가가치 기준 효율성 추정치의 부정적 관계를 보고하였다. 이 연구는 결론적으로 1984년 스페인의 노동시장 개혁 이후 특히 1990년대에 급격하게 증가한 비정규직이 기업의 생산성에 부정적인 영향을 미치고 있으므로, 비정규직을 감소시키는 것이 스페인 제조업의 생산성을 향상시키는 방향임을 주장하고 있다.

Roca-Puig, Beltrán-Martín, and Cipres(2012)는 스페인의 1,403개 기업을 대상으로 인적자본(선별적 선발과 기업 특수적 훈련에 대한 높은 투자), 임시직 비중 및 조직규모의 상호관계가 기업의 생산성과 매출액 수익률에 미치는 영향을 분석하였다. 분석 결과, 임시직 비중이 노동생산성에 부정적인 효과를 미치는 동시에, 상호작용 효과는 대규모 기업에서 낮은 수준의 임시직을 활용하면서 인적자본에 많이 투자하는 기업이 매출액 수익률 증가에 가장 강한 영향력을 미치는 것으로 나타났다.

대부분의 국내연구들도 비정규직의 활용이 기업성과에 부정적인 영향을 미치는 것으로 보고하고 있다. 국내 연구 중 초기에 이루어진 권순식(2004)은 182개 상장기업 자료를 활용하여 비정규직 고용비중이 수량적 유연성을 높이고, 노무비용 비율을 낮추며, 이직률을 높이고 노동생산성이 낮추는 효과를 가지며, 이러한 효과들이 종합적으로 반영된 영업이익률에는 부정적 효과를 가지는 것으로 보고하였다. 그 이후의 연구들인 이시균·김정우(2009), 최종일(2012), 이영면·나인강·이주형(2013)의 연구도 비정규직의 활용과 기업성과의 관계는 전반적으로 부정적인 관계를 나타내는 것으로 보고하고 있다.

(3) 본 연구의 접근방식

서론에서 언급한 바와 같이 비정규직 활용과 기업성과의 관계를 분석한 연구들은 혼재된 결과를 나타내고 있지만, 관련 연구의 대안적 접근을 모색하는 데 있어 다양한 시사점을 제공해주고 있다. 여기서는 기존 실증연구들에 대한 문헌 검토를 통하여 몇 가지 주요 이슈들을 도출하고, 각 이슈에 대한 본 연구의 차별성을 설명한다.

첫째. 시간(time)과 관련한 이슈이다. 기존 연구들은 몇몇 예외를 제외하면 주로 특정 시점의 비정규직의 활용수준과 기업성과 수준을 측정하고 이들 간의 관계를 분석하는 정태적(static) 접근을 시도하여 왔다. 이러한 접근방식은 다음과 같은 문제점을 갖는다. 우선, 정태적 접근방식은 기업의 비정규직 활용 수준의 변화 패턴, 즉 유량(flow)을 포착하는 데 한계를 가진다. 예를 들어, 정태적 접근은 측정 시점에 비정규직을 특정한 사유로 일시적으로 많이 활용했던 조직과 기존부터 높은 수준을 유지해 왔던 조직 간의 차이를 구별하기 어렵다는 것이다. 따라서 기업의 전략적 선택 차원에서 비정규직 활용 패턴을 포착하기 위해서는 반복 측정을 통하여 일정한 기간 동안의 변화 패턴을 확인하는 접근방식이 필요하다고 볼 수 있다. 물론, 비정규직 활용수준 변화와 기업성과의 관계를 분석한 기존 연구들 중 일부(이시균 · 김정우, 2009; Kahn, 2001)가 시간의 변화 개념을 포함하고 있기는 하지만, 1년 또는 2년 사이의 상대적으로 단기간의 변화를 고려하고 있고, 두 시점의 비정규직 활용수준의 변화 값을 직접 산출(차감 또는 증가율 계산)하는 방식을 사용하고 있어 방법론적으로 일정한 한계를 가진다(구체적 사항은 방법론의 독립변수 측정부분을 참고). 한편 정태적 접근은 비정규직 활용이 기업성과에 영향을 미치는 데 어느 정도의 시간이 소요되는가와 관련된 시간지연 효과를 적절히 고려하는 데 한계를 가진다. 물론, 최근 문헌에는 시간지연 효과를 분석에 반영하기 위하여 독립변수와 종속변수의 측정 시점을 달리하는 연구들이 발표되고 있지만, 이 연구들도 시간지연의 기간에 대한 합의는 형성되어 있지 않은 것으로 판단된다. 예를 들어, 시간지연 효과를 고려하지 않은 연구들은 비정규직 활용수준을 측정한 시점과 동일한 시점의 기업성과를 종속변수로 고려하고 있지만, 몇몇 연구들은 1년이 지난 시점의 기업성과를 종속변수로 설정하고 있거나(예: Martínez-Sánchez et al., 2011), 2년(Zhou et al., 2011) 또는 3년(Kotab & Mol, 2009)이 가장 적당한 지연기간으로 판단하고 있다. 이와 같은 차이가 발생하고 있다는 것은 시간지연 효과가 발생하는 시점의 설정을 단순한 어림짐작(rule of thumb)에 의존하기보다는 차별적인 연구방법을 통해 문제를 해결하거나, 완화시키는 시도가 필요함을 시사하고 있다고 판단된다.

이와 관련하여, 위에서 살펴본 이론적 논의를 함께 고려할 수 있다. 비정규직 활용과 기업성과 간의 관계를 설명하는 긍정론과 부정론은 서로 배타적인 주장을 하고 있기보다는, 비정규직 활용을 통해 발생하는 편익과 비용의 상대적 크기에 따라 최종적인 기업성과의 미치는 효과가 결정될 것이라는 점을 공유하고 있다. 또한, 비정규직 활용의 편익과 비용이 매우 잠재적(latent)인 성격이 강하기 때문에, 어떤 특정 시기에 그 효과가 활성화될 것인지를 확정하는 것이 쉽지 않다. 예를 들어, 주요 편익 중 하나인 노동비용의 절감은 정태적인 관점에서 보면 그 효과가 매우 가시적이고 직접적이지만, 궁극적으로 기업성과에 긍정적 효과를 내고 있는지 엄격히 확인하기 위해서는 투입된 비정규직 노동력의 생산성이 절감된 노동비용의 크기만큼 감소하지 않아야한다는 것을 시간을 두고 파악해야 하기 때문이다. 또한, 주요 비용 요소인 사회적 자본의 감소 또한 상당한 기간 동안 비정규직과 정규직들 간의 다양한 사회적 상호작용의 결과물이기 때문에 그 부정적 효과가 언제 발현될지에 대해서는 중장기적인 검토가 필요하다.

따라서 본 연구에서는 비정규직의 활용 및 기업성과의 기업 내 변화(within-firm variance)에 더욱 초점을 맞춘 동태적(dynamic) 모형을 도입함으로써 비정규직의 전략적 활용 패턴을 포착하고 시간지연 효과의 불명확성 문제를 완화시켜보고자 한다.

둘째, 비정규직의 유형과 관련한 이슈이다. 즉, 특정 기업이 보유하고 있는 비정규직의 규모를 산정하는 데 있어 어떤 비정규직 분류방식을 적용할 것인가의 문제인데, 이에 대해서도 명확한 합의는 존재하지 않는 것으로 판단된다. 기존 연구들은 가장 대표적인 비정규직 유형들(예: 계약직, 파견직 등)의 비중을 활용하거나(예: Kleinknecht, Oostendorp, Pradhan & Naastepad, 2006), 수량적 유연성(numerical flexibility)의 구성 개념에 파트타이머, 계약직, 하청근로 등 다양한 형태의 비정규직을 모두 포함시키는 방식(예: Valverde, Tregaskis, & Brewster, 2000)을 선택하기도 하였다.

본 연구에서는 이와 관련하여 비정규직 유형을 직접고용과 간접고용으로 구분하는 방식을 선택하였다. 직접고용과 간접고용 비정규직의 활용이 조직성과에 어떻게 차별적인 영향을 미치는지에 대하여 본격적으로 논의한 문헌은 아직까지 찾아보기 어렵다. 하지만, 기존 연구들에 의하면, 기업의 비정규직 활용 패턴을 구분하는 가장 중요한 기준으로 해당 기업의 사용자가 비정규직 근로자의 법적 사용자가 되는 직접고용과 다양한 형태의 고용매개체(employment intermediaries)를 통해 근로자를 활용하는 간접고용의 구분을 적용하고 있다(Kalleberg, Reynolds, & Marsden, 2003 등). 직접고용 비정규직은 해당 조직의 내부노동시장에 일정부분 편입된 상태를 유지하는 반면 간접고용 비정규직은 엄밀한 의미에서 조직의 경계를 벗어나 관리통제(administrative control)의 범위를 외부화한다는 점에서 차별성을 가지기 때문에, 각 비정규직 유형이 조직성과에 어떤 영향을 미치는지에 대하여 실증적으로 분석하는 것은 중요한 의미를 가진다. 예를 들어, 만약 간접고용 방식이 조직의 경계를 분리한다는 점에서 비정규직 활용의 잠재적 비용(부정적 효과)을 최소화할 수 있다면 조직성과에 미치는 영향도 직접고용 방식에 비하여 긍정적으로 나타날 가능성이 있는 반면, 조직경계의 분리가 형식적인 것에 그치고 실질적으로는 조직의 인적자본과 사회적 자본의 악화에 기여하는 바가 직접고용 방식과 큰 차이가 없거나 오히려 부정적인 효과가 크다면 조직성과에도 이와 같은 부정적 효과가 반영될 것이기 때문이다. 따라서 본 연구에서는 직접 및 간접고용 비정규직 활용의 변화가 기업성과에 미치는 효과의 차별성을 탐색적으로 살펴보고자 한다.

2. 연구 가설

본 연구에서는 기존 연구 결과들을 바탕으로 비정규직 활용의 변화와 조직성과의 변화간의 관계에 대한 일종의 경쟁가설을 설정하고자 한다. 경쟁가설로 설정한 이유는 비정규직 활용의 변화가 기업성과의 변화에 미치는 효과에 대한 기존 연구가 거의 없고, 본 연구는 이러한 효과에 대한 탐색적 연구의 특성을 가지기 때문이다. 따라서 두 가지 관점 중 한 가지 관점을 선택하기보다는 경쟁적 관점을 상정한 후 분석하는 것이 보다 바람직하다고 판단하였다. 또한 비정규직 활용의 변화는 기업성과에 긍정적인 측면과 부정적인 측면을 동시에 가질 수 있을 것으로 예상되기 때문이다. 이제 두 가지 관점에 대해서 각각 논의를 진행하고자 한다.

우선 비정규직 활용의 지속적 증가는 인력관리의 효율성 측면에서 볼 때 기업성과에 긍정적인 역할을 할 것이다. 비정규직 활용을 지속적으로 높게 가져갈 경우 기업의 비용절감의 누적 효과는 더욱 높아지고, 현금 흐름의 증대가 높아지기 때문에 기업성과에 긍정적일 것이다. 특히, 이렇게 축적한 현금을 신제품 개발 등에 잘 활용할 경우 장기적 측면에서의 기업성과는 더욱 높아질 수 있다. 또한 환경의 변화에 맞게 자원의 가치를 극대화할 수 있는 옵션을 적절히 활용함으로써 더욱 효율적인 인력관리를 통해 기업성과의 지속적 향상에 기여할 것이다.

그러나 비정규직 활용의 지속적 증가는 부정적인 측면을 동시에 가질 수 있다. 정규직의 추가적 고용을 대신하여 비정규직 활용에 대한 의존성을 증가시켜 나아간다는 것은 종업원들의 애착심, 신뢰의 저하 그리고 종업원들의 투자에 대한 감소 등을 통해 장기간 동안 기업수준의 인적자본 및 사회적 자본의 유량(flow)의 감소를 가져와 기업의 지속적 경쟁 열위에 기여하여 기업성과의 하락을 나타낼 것이다. 특히, 이러한 종업원들의 인적자본 및 사회적 자본의 감소는 비정규직을 일회성으로 단기간에 활용할 때 보다 지속적으로 높여 나갈수록 더욱 강화될 가능성이 크기 때문에 비정규직의 지속적 증가가 기업성과에 미치는 부정적 효과는 더욱 강화될 것으로 예상된다. 따라서 이러한 논의를 종합할 때 아래와 같은 경쟁가설을 도출할 수 있다.

경쟁가설 1-1: 시간에 따른 직접고용 비정규직 활용의 변화는 조직성과의 변화와 정의 관계를 가질 것이다. 즉 직접고용 비정규직 활용 증가의 정도가 높을수록 조직성과가 증가할 것이다.

경쟁가설 1-2: 시간에 따른 직접고용 비정규직 활용의 변화는 조직성과의 변화와 역의 관계를 가질 것이다. 즉 직접고용 비정규직 활용 증가의 정도가 높을수록 조직성과가 감소할 것이다.

경쟁가설 2-1: 시간에 따른 간접고용 비정규직 활용의 변화는 조직성과의 변화와 정의 관계를 가질 것이다. 즉 간접고용 비정규직 활용 증가의 정도가 높을수록 조직성과가 증가할 것이다.

경쟁가설 2-2: 시간에 따른 간접고용 비정규직 활용의 변화는 조직성과의 변화와 역의 관계를 가질 것이다. 즉 간접고용 비정규직 활용 증가의 정도가 높을수록 조직성과가 감소할 것이다.

Ⅲ. 연구방법론

1. 조사 자료

본 연구는 한국노동연구원의 4개년 사업체 패널 자료를 바탕으로 진행되었다. 사업체 패널 자료는 과거 2005년부터 격 2년간의 설문을 진행하여 현재까지 총 4개년 (2005, 2007, 2009, 그리고 2011) 간의 패널 자료를 구축하게 되었다. 이러한 종단적인 자료의 축적은 본 연구에서 보여주고자 하는 직접 및 간접 고용 비정규직 비율과 조직성과의 관계를 보다 엄밀하게 종적인(longitudinal) 연구로 보여주는 것을 가능하게 한다. 또한, 이 패널 자료는 전체 한국 기업을 모집단으로 설정함으로써 한국기업의 대표성을 보여주는 장점을 가지고 있다. 최초 연도인 2005년 패널 자료의 표본은 3,916개 사기업과 359개 정부 소속 공기업(총 4,275개 기업)이었다. 이 중 2005년부터 2011년까지 한 번이라도 참여한 기업은 총 2,623개 기업(응답률: 61%)이었고, 4개년 모두 응답한 기업은 1,091개 기업(응답률: 26%)이었다. 그런데, 공기업과 사기업의 기업 속성이 다르기 때문에 본 연구에서는 169개 공기업을 제외한 사기업만을 활용하였다. 또한, 본 연구는 비정규직 비율의 종적인 변화 패턴에 초점을 두기 때문에 4개년 동안 한 번도 비정규직 자원을 가지고 있지 않았던 66개 기업은 분석에서 제외하였다. 따라서 총 4개년 동안 적어도 한 번의 비정규직 자원을 보유한 기업만을 연구 샘플로 채택했다. 이 샘플 중 기업이 비정규직 자원을 가지고 있지 않은 시기에는 그 값을 0으로 처리하였다. 이러한 조건을 충족하는 총 샘플은 756개 기업이며, 반복 측정을 고려한 관측치는 2,268개이다.

2. 변수 측정

(1) 독립변수

본 연구의 독립변수로 직접 및 간접 고용 비정규직 비율의 종단적 변화 패턴을 보여줄 수 있는 경험적 베이지언 추정계수(empirical Bayes slope estimates)를 이용하였다. 기본적으로 경험적 베이지언 통계는 전통적인 빈도학파 통계(frequentist statistics)와 베이지언 통계(Bayesian statistics) 접근방법을 절충적으로 이용한 통계기법으로서, 각각의 통계기법의 강점을 모델 추정에 이용하도록 했다(Casella, 1992). 특히, 경험적 베이지언 추정계수는 시간적 변화(temporal change)의 추정 값을 계산하는 것에 강점을 가지고 있다. 일반적으로, 연구자들은 시간적 변화의 추정 값을 구하기 위해 다양한 통계기법을 이용해 왔다. 첫째, 가장 대표적인 기법으로는 현재 시점의 값(Time 2)에서 과거 시점의 값(Time 1)을 빼는 방법이다. 과거 연구자들은 이러한 시간 차이에 따른 변화 추정 값을 이용해 왔지만, 그러한 통계 접근방법은 현재까지 많은 비평을 받아왔다 (Rogosa, Brandt, & Zimowski, 1982; Rogosa & Willett, 1985). 둘째, 연구자들은 대안적인 방법으로 최소자승법 회귀분석(ordinary least square regression)을 이용하여 각 독립적인 관찰치의 시간적 변화의 기울기(slope) 값을 구해왔다. 마지막으로, 연구자들은 경험적 베이지언 추정계수를 시간적 변화의 추정계수를 구하는 것을 이용하기 시작했다. 경험적 베이지언 추정계수는 혼합모형(mixed-effects models)에서 공통적으로 사용되는데, 최소자승법 회귀분석으로 시간변화 계수를 구하는 것보다 큰 강점을 가지고 있다. 예를 들어, 경험적 베이지언 추정방법은 각 독립적인 관찰치의 시간변화를 계산하는 것과는 다르게, 각 시간변화 계수를 추정하기 위해 전체적인 샘플의 정보를 이용하므로 더욱 정확한 값을 산출해내는 강점을 가지고 있다 (Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2003; Hox, 2002; Pinheiro & Bates, 2000; Raudenbush & Bryk, 2002). 경험적 베이지언 추정방법으로 산출된 추정치가 정(+)의 방향의 값을 보이면, 그 변수의 값은 시간에 따라 증가 추세를 보이는 것이고, 부(-)의 방향의 값을 보이면, 시간에 따라 감소추세를 보이는 것으로 해석될 수 있다. 특히, 경험적 베이지언 추정방법은 최근 다양한 연구자들에 의해 이용되어 지고 있다(e.g: Chen, 2005; Chen, Ployhart, Thomas, Anderson, & Bliese, 2011).

두 비정규직 비율의 시간 변화에 따른 경험적 베이지언 추정치를 계산하기 전에 3개년의 직접 및 간접 고용 비정규직 비율을 우선적으로 계산하였다. 직접고용 비정규직 비율은 각 3개년(2005, 2007, 2009년) 기간제(계약직) 및 파트타임(단시간) 근로자의 총인원 수를 각 연도별 전체 근로자(간접고용 제외) 수로 나누어 구하였다. 또한 간접고용 비정규직 비율은 각 3개년 (2005, 2007, 2009년) 전체 근로자 이외의 외부 파견 근로자, 특수고용형태/독립도급 근로자, 재택/가내 근로자, 사내하청/용역 근로자, 일용 근로자 및 기타 외부 근로자를 모두 포함한 값을 각 연도별 전체 근로자(직접고용포함)와 총 간접고용 근로자를 합한 값으로 나누어 구하였다.

이렇게 구해진 3개년의 직접 및 간접 고용 비율은 Bliese and Ployhart(2002)의 임의계수성장(random coefficient growth model, RCGM)을 이용하여 분석한 결과, 시간에 따라 충분히 유의미한 시간의 분산성분(variance component)을 확인할 수 있었고, 이에 따라, 본 연구에서는 시간적 추세(temporal trend)를 포함하고 있는 경험적 베이지언 추정계수를 환산하여 각각 직접 및 간접 고용 비정규직 비율 변화의 기울기(slope) 값을 실제 독립변수로 활용하였다. 직접 및 간접 고용 비정규직 비율 변화의 베이지언 추정계수를 구하기 위해서 본 연구는 시간  임의 모수인 TIME이 직접 및 간접 고용 비정규직 비율 변화를 추정하도록 하여(선형적인 시간 변화 TIME 코딩을 위하여 2005년은 0, 2007년은 1, 그리고 2009년은 2로 입력되었다), 시간에 따른 선형 변화 값의 기울기 계수를 추출하여 독립변수로 활용하였다.

레벨 1: 비정규직 비율ij = π0j + π1j (TIME) + rij

레벨 2-1: π0j=β00 + u0j

레벨 2-2: π1j=β10 + u1j

위에 식에서 비정규직의 비율은 i 기업과 j 시간에 따라 값이 변화된다. 특히, r은 레벨 1의 잔차 값(residual)을 나타내며, u0j과 u1j는 레벨 2의 잔차 값 또는 랜덤 값(variance component value)을 나타낸다. π0j과 π1j는 각각 경험적 베이지언 절편(intercept)과 기울기(slope) 추정모수(estimated parameter)를, 그리고 β00는 최초 연도인 2005년도의 평균 직접 또는 간접고용 비정규직 비율을 나타내며, β10는 두 비정규직 비율의 평균 성장률을 나타낸다. 특히, 본 연구에서는 경험적 베이지언 기울기 추정계수에 초점을 두었고, 정(+)의 방향의 값을 보일 경우 3개년의 시간에 따라 고용률이 증가하는 패턴을 보이는 것이며, 부(-) 의 방향의 값을 보일 경우 시간에 따한 고용률이 감소하는 패턴을 보이는 것으로 설명될 수 있다. 예를 들어, “가” 기업의 직접고용 비정규직의 비율이 시간이 지남에 따라 17.44%, 6.47%, 그리고 3.94%로 그 비율을 감소되었을 경우, 실제로 베이지언 추정계수 값은 -.0119 으로 추정되고 부(-)의 방향의 값을 보이기 때문에 시간이 지남에 따라 “가” 기업의 직접고용 비정규직 비율이 감소함을 발견할 수 있다. 반대로 “나” 기업의 간접고용 비정규직의 비율이 시간이 지남에 따라 10.53%, 16.67%, 그리고 39.02%로 그 비율이 증가되었을 경우, 베이지언 추정계수 값은 +.0200 로 추정되고, 정(+)의 방향의 값을 보이게 된다.

(2) 종속변수

본 연구의 종속변수는 조직의 시간에 따른 순이익의 변화로 측정되었다. 순이익 성과지표는 대표적인 회계성과지표 중에 하나로서 일반적으로 기업수준의 연구에서 많이 쓰이는 성과변수이다(Richard, Devinney, Yip, & Johnson, 2009). 또한, 비정규직 활용에 따른 다양한 비용 및 편익이 종합적으로 반영될 수 있는 지표라고 판단하였다. 특히, 2007년, 2009년, 그리고 2011년의 순이익을 이용함으로써 독립변수와의 시간상의 차이를 둠으로써 인과관계의 순서를 유지하고 동일방법편의(common method variance)의 문제점을 줄이려고 노력했다. 분석에 투입된 단위는 백만 원이다.

(3) 통제변수

직접 및 간접 고용 비정규직 비율 변화와 조직성과 변화의 시간에 따른 종단적 관계를 엄밀히 조사하기 위해, 본 연구에서는 네 가지 통제변수를 이용하였다. 우선, 산업에 따라 조직의 성과 및 비정규직의 비율이 다르기 때문에 산업 더미를 만들어서 산업을 통제하였다. 한국표준산업분류 9차 개정안의 대분류에 기초하여 본 샘플로부터 총 16개 산업(1.제조업, 2. 전기/가스/증기 및 수도사업, 3. 하수/폐기물 처리/원료재생 및 환경복원업, 4. 건설업, 5. 도매 및 소매업, 6. 운수업, 7. 숙박 및 음식업, 8. 출판/영상/방송통신 및 정보서비스업, 9. 금융 및 보험업, 10. 부동산 및 임대업, 11. 전문/과학/기술 서비스업, 12. 사업시설관리/사업지원서비스업, 13. 교육서비스업, 14. 보건 및 사회복지서비스업, 15. 예술/스포츠/여과관련 서비스업, 16. 협회/단체/수리 및 기타 개인서비스업)들로 구분할 수 있었으며, 산업효과를 통제하기 위하여 총 15개 산업 더미를 만들어서 통제하였다. 또한, 기업이 오래될수록 경쟁적인 역량이 다를 수 있으므로 기업 연령을 환산하여 통제하였다. 또한, 과거의 성과가 추후의 인적투자에 많은 영향을 주기 때문에 최초의 성과 값인 2005년의 순이익 성과를 통제하였다. 마지막으로, 기업의 규모 또한 기업의 성장과 성과에 영향을 주기 때문에 2005년, 2007년, 그리고 2009년의 평균 기업 규모(전체 근로자 수)가 통제되었다.

3. 분석방법

본 연구의 분석을 위하여, 앞서 언급한 Bliese and Ployhart (2002)의 임의계수성장모형(random coefficient growth model: RCGM)을 종단적 분석방법으로 채택하였다. 임의계수성장모형은 특별히 본 연구에서 제안하고 있는 모형을 분석하는 부분에 많은 이점이 있다. 우선, 이 모형은 기업 간의 차이를 기반으로 시간 가변적(time-varying)이면서 시간 고정적인(time-invariant) 변수들 간의 관계를 갖는 자료에 유용하게 쓰일 수 있다(Bliese & Ployhart, 2002; Ployhart & Vandenberg, 2010; Raudenbush & Bryk, 2002). 일반선형모형의 경우, 각 관측치에 오차항은 독립적이라는 가정이 있기 때문에, 반복 측정 자료를 일반선형모형을 통해 분석하면 동일한 개체의 시간에 따라 변화하는 값의 오차항 사이에 상관관계가 존재하는 현실을 반영할 수 없다. 이 문제를 고려하지 않고 일반선형모형을 도입할 경우 표준오차가 지나치게 커져, 실제로 존재하는 유의미한 결과를 포착할 가능성을 저하시키게 된다. 따라서, 시간 가변적 측정변인과 시간불변적 측정변인의 분석수준을 별도로 고려하는 다수준 모형의 도입이 필요한 것이다(Bliese & Ployhart, 2002; Cohen, Cohen, West & Aiken, 2003). 이러한 특성을 반영하여 임의계수성장모형은 최근 전략적 인적자원관리 연구 분야에서도 활발히 활용되고 있다(예: Ployhart, Weekley, & Ramsey, 2009).

특히, 본 연구에서는 종속변수의 시간적인 추세(temporal trend: TIME)를 하나의 시간 임의 변수(레벨 1) 로 지정하여 레벨 1의 순이익 시간 임의 변수를 레벨 2의 직접 및 간접 고용 비정규직 비율 변화 패턴으로 추정하도록 하였다.

레벨 1: 순이익ij = π0j + π1i x (TIME) + rij

레벨 2-1: π0j=β00+β01 x (비정규직 비율 변화) +u0j

레벨 2-2: π1j=β10+β11 x (비정규직 비율 변화) +u1j

본 연구의 주된 목적은 레벨 2 독립변수인 비정규직 비율의 변화(기울기)가 어떻게 레벨 1 순이익의 시간에 따른 변화(기울기)에 영향을 주는지에 대하여 밝혀내는 것이기 때문에 두 기울기 간의 유의미성만을 경쟁가설 테스트에 이용하였다.

레벨 1의 수식에서 순이익 ij는 각 기업의 해당 연도의 순이익을 나타내며, rij는 잔차(residual)를 나타낸다. 이때, j는 관측 시점이고 i는 개별 기업이다. 레벨 2의 수식에서 u0j과 u1j는 레벨 2의 잔차 값을 나타내며, π0j과 π1j는 각각 초기 순이익가치(intercept)와 순이익의 기대 선형 성장률(slope)을 의미한다. β00는 최초 시점인 2007년의 평균 순이익이고, β01는 비정규직 비율 변화가 얼마나 절편에 영향을 주는지에 대한 고정효과(fixed effect)이다. 그리고 β10는 평균 순이익의 성장률이고, β11는 비정규직 비율 변화가 얼마나 순이익의 성장률에 영향을 주는지에 대한 고정효과이다. 특히, π1j 모수(parameters)를 이용하여 해당 기업의 시간적 변화(trajectory)를 환산 및 추정할 수 있다.

위에 나와 있는 수식에 근거하여, 임의계수성장모형의 검증 순서는 다음과 같다. 먼저, 첫 번째 검증은 레벨 1을 실행하는 것으로서 시간 임의 모수인 TIME이 시간에 따른 순이익의 변화 패턴을 추정하도록 하였다. 순이익의 선형적인 시간 변화 TIME 코딩을 위하여 2007년은 0, 2009년은 1, 그리고 2011년은 2로 입력하였다. 만약, TIME의 고정효과(fixed effects)의 계수가 유의미하고, TIME의 임의 모수(random parameters in variance component)도 통계적으로 유의미할 경우, 시간에 따른 기업 간의 순이익의 차이 있다는 결론을 내림과 함께, 레벨 2의 검증을 시도할 수 있다. 두 번째 검증은, 직접 및 간접 비정규직 비율 변화 패턴(레벨 2)으로 레벨 1의 순이익의 변화 패턴을 추정하도록 하는 것이다. 본 연구에서는, 레벨 2-1과 2-2 에서 확인할 수 있듯이 직접 및 간접 고용 비정규직 비율의 변화 패턴(독립변수)이 순이익 변화의 초기 순이익 가치(π0j)인 절편(intercept)을 추정하도록 하였고, 직접 및 간접 고용 비정규직 비율의 변화 패턴이 순이익의 선형 성장률(π1j)의 기울기(slope)를 추정하도록 하였다. 특히, 본 연구의 경쟁가설은 독립변수가 어떻게 순이익 변화 패턴의 기울기(slope) 변화에 영향을 주는가에 초점을 두었다.

Ⅳ. 분석 결과

1. 기초통계분석

<표 1> 평균, 표준편차, 및 상관관계

구분	M	s.d.	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12
1. 순이익 (05)	60,011.00	251,771.00	-
2. 기업 연령	29.81	18.71	.06	-
3. 기업 규모 (05, 07, 09)	405.33	621.23	.41*	.16*	-
4. 직접고용 비정규직 비율 (05)	.09	.18	.03	-.04	-.06	-
5. 직접고용 비정규직 비율 (07)	.10	.19	-.03	-.05	-.06	.56*	-
6. 직접고용 비정규직 비율 (09)	.10	.19	-.03	.01	.02	.41*	.46*	-
7. 간접고용 비정규직 비율 (05)	.11	.17	.15*	-.09*	.01	.11*	.02	.03	-
8. 간접고용 비정규직 비율 (07)	.09	.16	.18*	-.07	.10*	.08*	.03	-.01	.45*	-
9. 간접고용 비정규직 비율 (09)	.08	.15	.16*	-.01	.08*	.01	.02	.01	.38*	.46*	-
10. 순이익 (07)	57,234.00	238,007.00	.94*	.06	.38*	.02	-.01	-.02	.16*	.18*	.17*	-
11. 순이익 (09)	92,253.00	347,231.00	.79*	.02	.33*	.03	-.03	-.02	.10*	.12*	.13*	.78*	-
12. 순이익 (11)	97,981.00	442,259.00	.67*	.00	.21*	.13*	-.04	-.04	.21*	.25*	.13*	.65*	.71*	-
주 : N = 756. 페이지 관계상, 15개 기업 더미들은 표 1에서 제외됨. *p < .05.

<표 1> 은 본 연구에 사용된 756개 기업의 기술적 통계(descriptive statistics)를 나타낸다. 흥미로운 결과는 본 연구의 경쟁가설과는 다르게 각 연도의 직접고용 비정규직 비율과 순이익과의 상관관계가 유의미하지 않았으며, 각 연도의 간접고용 비정규직 비율은 순이익과 정(+)의 관계로 유의미하였다. 이러한 상이한 발견은 변수들의 평균값과 이변량 상관관계는 종적인 관계 안에서 기업 간(between firm)과 기업 내(within firm)의 순이익 변화의 변동량(variance)을 감출 수 있기 때문으로(Rogosa, 1995) 판단된다.

추가적으로 본 연구에서는 직접 및 간접 고용 비정규직 비율이 시간에 따라 어떻게 변화하는지 임의계수 성장곡선 모형 방법(RCGM)을 이용하여 결과를 관찰했다. <표 2>에서 볼 수 있듯이 시간 모수(TIME: 선형적 관계)를 시간 가변적(time-varying) 직접 및 간접 고용 비율 변화를 추정하도록 하였다. <표 2> 결과가 보여주듯이 직접고용 비정규직 변화는 시간에 따라 긍정적이었지만(ß = .001, n.s.), 특별히 유의미한 패턴을 보이지는 않았다. 그러나 임의 모수(TIME in variance component: .004, p < .05)가 유의미하여 기업 간의 충분한 차이를 발견할 수 있으므로, 사후적으로 레벨 2인 독립변수들을 포함하여 본 가설을 검증할 조건이 충족되었다. 간접고용 비정규직 비율의 변화의 경우(그림 1), 시간에 따라 감소 패턴이 있었고(ß = -.011, p < .05) 유의미하였으며, 임의 모수 또한 유의미한 결과(variance component = .002, p < .05)를 보였다. 그러므로 두 독립변수 모두 충분한 시간에 따른 차이가 기업 간에 발견되어 사후적으로 가설을 검증할 수 있었다.

<표 2> 시간에 따른 직접고용 및 간접고용 비정규직 비율의 변화 패턴 결과(2005~2009)

구분	DV = 직접고용비정규직 비율변화		DV = 간접고용비정규직 비율변화
	ß	SE	ß	SE
Intercept	.097*	.007	.095*	.005
변화변수
TIME	.001	.004	-.011*	.003
분산 성분
Intercept	.019*	.001	.010*	.001
TIME	.004*	.000	.002*	.000
-2 log-likelihood	-579.50		-1,373.50
Akaike’s information criterion	-573.50		-1,367.50
주 : *p < .05. DV = 종속변수; TIME = 시간변화.

[그림 1] 시간에 따른 기업의 간접고용 비정규직 비율의 변화 예측패턴

또한, 2007년 7월부터 비정규직 관련 법안이 시행됨에 따라 많은 기업들이 비정규직을 정규직으로 전환하게 되었다. 이러한 외부적인 변화가 비정규직 비율 변화 패턴에 영향을 줄 수 있기 때문에 시간 가변적 가변수(time-varying dummy variable; 2005=0, 2007=1, 2009=1)를 임의계수 성장곡선 모형에 추가해 보았다. 2007년과 2009년을 가변수 값 1로 처리함으로써, 법안 시행 전(2005년)과 법안 시행 후(2007/2009년)의 비정규직 비율 변화의 차이를 추정해 보고자 했다. <표 3> 결과에서 볼 수 있듯이, 시간 가변적 가변수를 추가함으로써, 간접고용 비정규직 변화의 유의미성은 저하되었지만, 직접 및 간접 고용 비정규직 변화의 패턴 방향은 동일했고, 임의 모수의 유의미성에는 큰 변화를 발견하지 못했다. 그러므로 본 자료에서 특별히 법안 시행 전과 후의 비정규직 비율의 변화의 큰 차이가 없음을 발견할 수 있었다.

<표 3> 시간에 따른 직접고용 및 간접고용 비정규직 비율의 변화 패턴 결과(2005~2009) : 시간 가변적 가변수 추가

구분	DV = 직접고용 비정규직 비율변화		DV = 간접고용 비정규직 비율변화
	ß	SE	ß	SE
Intercept	.094*	.007	.010*	.006
변화변수
Dummy	.017	.010	-.017	.009
TIME	-.007	.006	-.003	.006
분산 성분
Intercept	.019*	.001	.010*	.001
TIME	.004*	.000	.002*	.000
-2 log-likelihood	-575.10		-1,369.40
Akaike’s information criterion	-569.10		-1,363.40
주 : *p < .05. DV = 종속변수; TIME = 시간변화; Dummy = 시간 가변수.

2. 가설검증

전체적인 가설 검증을 위하여 모든 통제변수 및 독립변수들은 Z점수로 표준화(standardized)하여 분석에 활용하였고, 이러한 표준화 점수 변환 방식은 평균 중심화(mean-centering)와 동일한 효과를 가져와, 추가적인 분석에서 테스트할 조절효과 분석에서 발생할 수 있는 다중공선성(multicollinearity) 효과를 줄일 수 있다. 가설검증을 위하여 4개의 통제변수와 함께, 독립변수의 기울기(slope)를 각각 레벨 1 의 모수인 π0j(순이익 변화의 intercept)와 π1j(순이익 변화의 slope)를 각각 추정하도록 하였다. Model 1은 무조건(또는 기본) 모델(unconditional or baseline model)을 의미하며, 통제변수와 시간 변수(TIME)가 포함되었다. 이 결과가 보여주듯이 시간에 따라 순이익이 선형적으로 증가(ß = 23,516, p < .05) 하는 패턴을 볼 수 있었다. Model 2에는 직접고용 비정규직 비율 변화의 기울기가 각각 순이익 변화의 절편과 기울기를 추정하도록 하였다. 결과가 보여주듯이 직접고용 비정규직의 비율이 시간에 따라 정(+)의 방향으로 증가함에 따라 순이익이 시간에 따라 부(-)의 방향으로 감소하였다(ß = -38,006.00, p < .05). 그러므로 본 연구의 경쟁가설 1-2가 채택되었다(그림 2). Model 3 에서는 간접고용 비정규직 비율의 시간 변화의 기울기를 각각 순이익 변화의 절편과 기울기를 추정하도록 하였다. 결과에서 볼 수 있듯이 간접고용 비정규직의 비율이 시간에 따라 정(+) 의 방향으로 증가함에 따라 순이익이 시간에 따라 부(-) 의 방향으로 감소(-) 하였다(ß = -26,439.00, p < .05). 그러므로 경쟁가설 2-2가 채택되었다(그림 3).

Model 1에 15개 산업더미들을 포함하여 효과를 관찰하였으나, 어떤 산업더미들도 순이익의 변화에 유의미하게 영향을 주지 않았다.

[그림 2] 직접고용 비정규직비율의 변화에 따른 조직성과 변화 예측 패턴

[그림 3] 간접고용 비정규직비율의 변화에 따른 조직성과 변화 예측 패턴

<표 4> 임의계수 성장모형 분석 결과: 비정규직 고용 비율 변화에 따른 조직성과 (순이익) 의 변화 패턴

구분	Model 1		Model 2 (직접고용)		Model 3 (간접고용)		Model 4		Model 5 (조절효과)
	ß	SE	ß	SE	ß	SE	ß	SE	ß	SE
Intercept	63,269.00*	(9,503.73)	63,874.00*	(9,499.75)	63,927.00*	(9,494.32)	64,403.00*	(9,493.60)	65,444.00*	(9,452.31)
통제변수
순이익 (05)	240,424.00*	(6,018.57)	240,483.00*	(6,004.00)	240,518.00	(6,024.65)	240,565.00*	(6,012.14)	240,851.00*	(5,963.59)
기업 연령	-2,189.94	(6,490.39)	-2,203.23	(6,472.29)	-2,113.19	(6,502.03)	-2,141.01	(6,486.74)	-1,972.16	(6,432.47)
기업규모 (05, 07, 09)	-839.88	(5,594.31)	-794.95	(5,583.84)	-832.85	(5,590.51)	-794.38	(5,582.07)	-873.89	(5,537.14)
시간 변수
TIME	23,516.00*	(8,162.92)	22,578.00*	(8,084.74)	21,949.00*	(8,120.46)	21,309.00*	(8,056.92)	17,498.00*	(7,906.17)
독립변수
직접고용변화			12,166.00	(7,909.37)			11,080.00	(7,956.96)	9,316.02	(7,950.70)
직접고용변화 x TIME			-38,006.00*	(9,331.60)			-34,507.00*	(9,361.67)	-28,656.00*	(9,211.91)
간접고용변화					9,359.24	(6,070.51)	8,299.41	(6,106.18)	7,209.99	(6,086.42)
간접고용변화 x TIME					-26,439.00*	(7,680.73)	-22,878.00*	(7,680.86)	-18,257.00*	(7,554.95)
조절변수
직접고용변화 x 간접고용변화									-13,908.00*	(4,848.59)
직접고용변화 x 간접고용변화 x TIME									36,287.00*	(5,916.27)
분선 성분
Intercept	.00	(.00)	.00	(.00)	.00	(.00)	.00	(.00)	.00	(.00)
TIME	2.30 x 1010*	(1.77 x 109)	2.23 x 1010*	(1.73 x 109)	2.25 x 1010*	(1.75 x 109)	2.19 x 1010*	(1.71 x 109)	2.06 x 1010*	(1.62 x 109)
-2 log-likelihood	41,484.10		41,427.90		41,433.50		41,380.30		41,305.70
Akaike’s information criterion	41,488.10		41,431.90		41,437.50		41,384.30		41,309.70
Note : DV = 3년간 (07, 09, 11) 순이익 변화. 페이지 관계상, 15개 기업 더미들은 표 1에서 제외됨. *p < .05.

3. 추가분석

본 연구에서는 경쟁가설과 별도로 직접고용 비정규직 변화와 간접고용 비정규직 변화 간의 상호작용을 분석하였다. 두 차별적인 비정규직의 유형 간에 상이한 효과가 있거나, 서로가 상호효과를 강화시키는 작용을 하고 있는 경우 상호작용 검증을 통해 이를 확인할 수 있기 때문이다.

추가분석의 결과는 다음과 같다. Model 5에 볼 수 있듯이 두 독립변수들의 기울기, 그리고 그것들의 상호작용 변수들이 순이익 시간 변화의 절편과 기울기를 추정하도록 하였다. 결과에서 볼 수 있듯이, 직접고용 변화 및 간접고용 변화의 상호작용은 정(+)의 방향으로 유의미(ß = 36,287.00, p < .05)한 결과를 보여주었다. 이 결과는 비정규직 직접고용과 간접고용 비율을 동시에 늘리는 기업이나 동시에 줄이는 기업은 순이익에 정(+)의 효과가 있다는 것을 보여준다. 좀 더 구체적인 결과를 산출하기 위해, 그림을 통하여 시간에 따른 패턴을 분석했고, 각 기울기 추정 값의 유의미성을 검증하기 위하여, Preacher and Curran (2006)가 제시한 단순 기울기 조사(simple slope test)를 실시했다.

[그림 4] 직접 및 간접고용 비정규직비율 변화간의 상호작용효과

임의계수성장모형 방법(RCGM)에서 추정된 회귀계수들을 이용하여 표준편차의 -1과 +1을 기준으로 성장곡선을 산출했다. [그림 4]에서 볼 수 있듯이, 직접고용(+)과 간접고용(+)의 비율을 동시에 늘리는 기업은 어느 정도 순이익의 증가를 보였지만, Preacher and Curran(2006)의 단순 기울기 조사에 기초한 분석에서 따르면, 그 기울기는 유의미하지는 않았다(slope ß = 6,872.00, n.s.). 그러나 직접고용(-)과 간접고용(-) 모두 비정규직 비율을 감소시키는 기업일수록 시간에 따라 선형적으로 기업의 순이익이 증가함을 볼 수 있었고, 그 기울기 또한 유의미함(slope ß = 100,698.00, p < .05)을 보였다. 그러므로 비정규직의 직접고용과 간접고용을 시간에 따라 줄여나가는 기업만이 시간이 지남에 따라 지속적으로 순이익이 증가시킬 수 있음을 확인할 수 있었다.

Ⅴ. 결  론

1. 연구 요약 및 시사점

본 연구의 분석 결과를 요약하면 다음과 같다. 본 연구에서는 비정규직 활용의 효과에 대한 기존 연구의 한계점을 극복하기 위하여 장기적인 관점에서의 비정규직 활용의 변화가 기업성과 변화에 미치는 영향을 파악하고자 하였다. 이러한 연구 목적을 달성하기 위하여 WPS 1~4차년도 자료의 2,268개 관측치를 활용하고 다수준분석기법인 임의계수성장모형을 통해 가설과 추가 분석과제를 검증한 결과, 직접고용 및 간접고용 형태 모두 비정규직비율의 기업 내 증가는 시간에 따른 순이익의 감소에 통계적으로 유의미한 영향을 주는 것으로 나타났다. 또한, 추가분석을 통해 두 비정규직 유형의 활용변화 간 상호작용 효과를 검증한 결과, 직접고용과 간접고용 비정규직의 비율을 동시에 감소시킨 경우가 시간에 따른 순이익의 증가에 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 같은 결과가 가지는 의의는 다음과 같다.

첫째, 학술적 측면에서 볼 때 본 연구는 특정 시점에서의 비정규직과 기업성과의 수준(level or stock) 차이를 고려했던 기존 연구들과는 차별적으로 기업 내 비정규직 활용의 변화(change or flow)를 독립변인으로 고려하고 해당 기업의 성과 변화를 종속변인으로 고려함으로써, 기존 연구와는 다른 측면에서 비정규직이 기업성과에 미치는 효과에 대한 긍정론/부정론의 경쟁가설을 더욱 타당하게 검증한 것으로 평가된다. 비정규직 활용의 잠재적(latent) 편익과 비용은 상당한 기간의 실행과정을 거쳐 나타날 수 있는 효과들이 대부분이고 특정 시점이 아닌 중장기에 걸친 비정규직 활용의 변화가 기업성과에 미치는 효과는 상이할 수 있기 때문에 기업 내의 비정규직 활용 변화와 성과 변화를 분석하는 것이 대안적 접근방식이 될 수 있다.

둘째, 실무적인 측면에서 볼 때 본 연구의 결과는 일정기간 동안 지속된 기업의 차별적 고용전략 경로(trajectory)와 기업성과 변화의 관계를 실증적으로 분석하고 그 결과를 제시함으로써, 고용형태 관리의 바람직한 중장기적 방향성을 설정하는 데 시사점을 제공할 수 있다. 또한, 비정규직 고용패턴의 효과에 대한 정보를 제공함으로써 비정규직 관련 정책 수립에 있어서도 일정한 근거를 제시할 수 있다. 이러한 측면에서 연구 결과를 바탕으로 몇 가지 시사점을 도출해 보면 다음과 같다.

첫째, 연구 결과는 우리나라 기업들의 경우 비정규직의 추가적 활용이 인력관리의 효율성을 증대시키는 효과보다는 다양한 잠재적 비용을 확대시켜 중장기적으로 기업성과의 하락을 가속화시키는 것으로 나타났다. 이것은 단기적인 수익성 향상을 위한 고용의사결정이 중장기적으로는 수익성 하락에 상당한 영향을 미칠 수 있음을 시사한다. 즉, 비정규직 활용을 통한 비용감소 효과보다는 조직의 전반적인 인적·사회적 자본의 감소 등으로 인한 부정적 효과가 더욱 강할 수 있음을 나타낸다. 따라서 기업이 사람을 통한 지속적인 경쟁우위를 확보하고 기업의 성장을 견인하기 위해서는 비정규직의 활용보다는 인적 자본과 사회적 자본의 축적이 가능한 정규직 인력에 대한 투자를 확대하는 고용전략 경로를 설계하고 실행하는 것이 바람직할 것이다.

둘째, 상관관계 분석과 가설검증에서 나타난 직접고용과 간접고용 비정규직의 차별적 분석 결과는 다음과 같은 시사점을 제공해준다. 이미 언급한 바와 같이, 간접고용 비정규직 비율의 경우 동일 연도 또는 2년 이후의 순이익과 통계적으로 유의한 긍정적 상관관계를 나타내는 반면, 사업체 내의 시간 변화에 따른 비정규직 비율 변화는 순이익의 변화에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와는 달리, 직접고용 비정규직은 상관관계에서는 유의한 관계를 발견할 수 없었지만, 가설검증에서는 시간 변화에 따라 부정적인 효과가 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 기업들이 정태적 또는 단기적으로 파악한 비정규직 활용과 기업성과와의 관계에 기반하여 수립하고 실행하는 비정규직 활용전략들이 대부분 비정규직 활용에 따라 중장기적으로 발생하는 부정적 효과들을 고려하지 못하고 있음을 시사해주는 것이다. 따라서 기업이 비정규직의 추가적인 고용을 고려하는 경우에는, 반드시 비정규직 고용에 따라 나타날 수 있는 조직의 인적자본 및 사회적 자본의 유량을 변화와 여기서 파생하는 다양한 부작용들을 중장기적 차원에서 분석해 볼 필요성이 있다. 특히, 간접고용의 경우 이 착시효과가 매우 커서 더욱 유의할 필요성이 있다.

셋째, 연구 결과를 고려한다면, 정책적인 차원에서도 기업의 고용의사결정이 비정규직에 대한 의존성을 낮추는 방향으로 형성될 수 있도록 하는 정책수단의 마련이 시급함을 시사한다. 즉, 비정규직 고용이 노동시장에서 더욱 강한 구조적 관성을 형성하기 이전에, 정규직 중심의 고용을 통해 기업의 성과향상을 추구하는 경영관행을 확산시킬 수 있는 고용정책의 마련이 적극적으로 검토되어야 할 것이다.

2. 연구의 한계점과 향후 연구방향

본 연구는 비정규직 활용과 기업성과의 관계를 파악하는 차별적인 시도로서 비정규직 활용의 변화(flow)와 기업성과의 향상이라는 동태적(dynamic) 관계를 검토하는 과정의 중간적 결과물의 의미를 가진다. 따라서 다음과 같은 한계점을 보유하고 있다. 이 한계점들을 향후 연구와 연계하여 토론하면 다음과 같다.

첫째, 현재의 가설은 긍정론과 부정론이 대립하는 경쟁가설로 기존 정태적 연구들의 논리를 그대로 차용한 측면이 강하다. 따라서 동태적 관계를 적절히 설명해줄 수 있는 이론을 구성한 후 긍정론이나 부정론 중에서 어떠한 것이 더욱 타당한지에 대한 논리적인 근거를 확보해야 할 것이다. 추후 연구에서는 경로의존성(path dependence) 또는 동태적 역량(dynamic capability)과 같이 시간의 개념을 포괄하고 있는 이론적 틀을 구성하여 비정규직활용 변화와 성과 변화의 관계를 보다 명확하게 설명할 수 있어야 할 것이다.

둘째, 본 연구는 직접효과의 검증에 국한하고 있다. 기존 문헌들에서 도입하고 있는 긍정론과 부정론 모두 비정규직 활용과 기업성과의 관계를 설명할 때, 다양한 매개요인(예: 이직률, 노동생산성, 혁신성과, 인적자본, 사회적 자본 등)이나 조절요인(예: 생산기술, 경쟁전략, 산업환경 등)을 고려하고 있기 때문에, 이를 고려한 동태적 매개 또는 조절효과를 검증해볼 필요성이 제기된다. 특히, 특정한 한 시점에서의 비정규직 활용과 중장기적으로 지속적인 비정규직 활용의 패턴이 가질 수 있는 긍정적 또는 부정적 효과는 조직의 내부 및 외부 상황적 요인에 따라서 상이하게 나타날 수 있기 때문에 상황적 요인에 대한 조절효과를 분석하는 것이 향후 중요한 추후과제가 될 수 있다.

셋째, 본 연구가 종단적 연구이기는 하지만 실제 투입된 자료는 격년마다 반복 측정된 3개년의 자료로, 독립변수와 종속변수가 각각 총 4년 동안만의 변화를 포착하고 있는 한계를 가진다. 이 기간은 기존 연구들에 비해서는 장기간이기는 하지만, 관계의 비선형성(nonlinearity)을 확인하기 위해서는 반복 측정 횟수가 4회 이상이 되어야 하기 때문에 향후 WPS 5차 자료부터는 비선형성 등 더욱더 구체적인 동태성을 파악할 수 있을 것으로 기대할 수 있다.

넷째, 본 연구는 비정규직의 양적 변화에 초점을 두었지만 비정규직 관리의 질적 차이와 변화에 대해서는 고려하고 있지 않다. 기존 연구들(예: 권순식, 2004; 김윤호, 2011)은 비정규직 활용의 양적 차이와 관리의 질적 차이를 동시에 고려하고자 노력하였다. 추후 연구에서는 비정규직 인적자원관리의 변화가 조직성과의 변화에 미치는 효과도 함께 고려해야 할 것이다. 이와 함께 정규직에 대한 인적자원관리 방식에 따라 정규직이 비정규직 활용에 대한 인식과 평가가 상이할 가능성이 있기 때문에 정규직 인적자원관리 방식도 중요한 상황적 요인으로 고려해 볼 수 있을 것이다.

다섯째, 본 연구는 우리나라 사업장을 대표하는 WPS 자료를 활용한 결과이다. 기존 연구들을 살펴보면, 비정규직 활용과 기업성과의 관계는 국가별로 일정한 차이를 보이고 있다. 예를 들어, 상대적으로 비정규직 비율이 낮고 정규직-비정규직 간의 근로조건 격차가 낮은 미국의 연구들은 비정규직 활용의 기업성과에 대한 긍정적인 영향을 보고하고 있는 반면, 스페인과 우리나라와 같이 비정규직 비율이 상대적으로 높고 정규직-비정규직 간의 근로조건 차이도 높은 국가들의 연구 결과는 비정규직 활용이 기업성과에 대체적으로 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 국가별 노동시장, 제도 및 규범적 특성이 비정규직 활용과 기업성과에 미치는 영향을 국제비교연구를 통해 살펴볼 필요성이 제기된다.

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abstract

Change in Contingent Workers and the Firm Performance:
A Random Coefficient Growth Modeling

Yoon-Ho Kim․Youngsang Kim․Owwon Park

This study examines how change in stocks of contingent workers influence change in firm performance. Using a sample of 2,268 firm observations from the Workplace Panel Survey (WPS) during four time periods and random coefficient growth model (RCGM), we test our dynamic model. The results show that change in stocks of contingent workers negatively influence change in net profit, suggesting that firms with more stocks of contingent workers experience decline in firm performance over time. Further, the supplemental analysis provides the evidence that firms concurrently employing contingent workers who are directly and indirectly employed have severe firm performance drop over time. This study provides several theoretical and practical implications in research on contingent workers

Keywords: continent workers, firm performance, Random coefficient growth model