논문 접수일: 8/29

심사의뢰일: 9/11

심사완료일:12/4

비정규고용 비율의 결정요인에 관한 연구: 편익과 비용의 균형적 관점

노 용진*

* 서울산업대학교 경영학과 조교수

본 연구는 비정규 고용에 따르는 편익과 비용을 동시에 고려하는 균형적 관점에서 비정규 고용 비율의 선행요인에 관한 실증분석을 실시하였다. 본 연구의 가설들은 내부노동시장이론에 기초하여 (1) 제품․서비스 수요의 변동, (2)인건비 수준 등이 비정규 고용에 정(+)의 영향을 미치고, (3) 직무의 숙련요건, (4) 통제의 난해성 등이 비정규 고용에 부(-)의 영향을 미치는 것으로 설정되었다. 이들 결정요인 변수들에 대한 측정변수로 (1) 매출액의 변이계수, (2) 평사원의 평균 연봉과 비임금적 인건비, (3) 신입사원의 공식 훈련기간, (4) 관리직의 비율과 ERP 등이 각각 사용되었다. 분석 결과는 편익측면과 비용 측면에 관한 본 연구의 가설들을 대부분 지지하고 있다. 먼저 편익 측면으로서 매출액의 변이계수, 비임금적 인건비 등은 비정규 고용 비율에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고, 평사원의 평균 연봉은 비정규 고용 비율에 부분적으로 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다. 한편, 비용 측면으로서 관리직의 비율과 ERP 등 통제의 용이성도 비정규 고용 비율에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다. 그러나 직무의 숙련요건에 대한 측정변수로 사용된 신입사원의 공식 훈련기간에 대한 추정치는 가설 설정의 방향과 동일하지만 통계적으로 유의하지 않아서 본 연구의 가설을 지지하지 않았다. 마지막으로 연구 결과의 해석과 함의, 그리고 한계가 논의되었다.

핵심어: 비정규직, 내부노동시장, 조직유연성, 인건비, 직무의 숙련요건, 통제

Ⅰ. 머리말

지난 외환위기 이후 비정규근로자의 비율이 꾸준하게 증가하고 있다. 노동부의 공식적인 통계에 따르면, 전체 근로자 중에서 비정규근로자가 차지하는 비율은 2001년 8월-2005년 8월의 4 년 동안 36.6%(548만 명)에서 26.8%(364만 명)로 10% 정도 증가하고 있다. 그 중에서도 특히 기간제 근로자의 증가가 현저한데, 기간제 근로자는 같은 기간에 186만 명에서 362만 명으로 거의 두 배로 증가하고 있다. 이제는 비정규 고용과 그에 따른 사회적 양극화가 외환위기에 따른 일시적 현상이라기보다는 고용형태의 구조적 변화를 수반한 일반적 현상임이 보다 뚜렷해지고 있다. 그에 따라 비정규 고용과 관련된 다양한 의문점들이 제기되고 있다. 비정규 고용이 증가하는 원인은 무엇이며 비정규 고용의 증가추세는 언제까지 계속될 것인가? 비정규 고용의 증가는 기업의 경쟁력 제고에 얼마나 도움이 되고, 사회적 통합력은 얼마나 훼손하고 있을까? 기업의 경쟁력 확보를 위해서나 사회적 통합력의 제고를 위해서 적절한 비정규 고용의 수준은 없을까? 있다면, 그것을 어떻게 이룰 수 있는 정책적 수단은 무엇일까? 본 연구는 이러한 의문점들에 대한 해답을 찾기 위한 근거 확보 작업의 하나로서 비정규 고용의 결정요인에 관한 실증적 분석을 시도하고자 한다.

그 동안 우리나라에서도 비정규 고용의 증가 원인이 무엇인가를 밝혀내기 위해 비정규 고용의 영향요인에 관한 실증분석을 시도한 논문들이 다수 존재하고 있다(안주엽 외, 2001; 김주일, 2001; 김동배․김주일, 2002; 안주엽 외, 2003; 노용진․원인성, 2003; 박우성․박재용, 2005; 김동배․이영면, 2005). 그 중 김주일(2001)은 경영전략, 교육훈련, 연봉제, 고용조정 등 인사제도의 특성과 조직재설계 등을 중심으로 비정규 고용의 선행요인을 살펴보았고, 김동배․김주일(2002)과 안주엽 외(2003)는 경영전략, 단기성과압력 및 경쟁격화 등 환경적 요인, 채용, 교육훈련, 보상체계, 인사전략, 팀제 등 인사제도의 특성을 중심으로 살펴보고 있다. 노용진․원인성(2003)은 호봉승급제와 연봉제, 중도채용 비율, 교육훈련의 실시 등 내부노동시장의 성격을 중심으로 비정규 고용의 선행요인을 찾고 있고, 박우성․박재용(2005)은 비정규 고용의 선행요인으로 제도적 요인인 노사관계의 성격에 초점을 맞추었고, 김동배․이영면(2005)은 조직 유연성의 맥락에서 비정규 고용의 선행요인을 분석하고 있다.

이들 선행연구들의 분석결과를 보면, 비정규 고용에 영향을 주는 요인들이 다양하게 많다는 사실을 알 수 있다. 김주일(2001)에서는 경영전략, 교육훈련, 조직설계, 조직연령, 노조 등이, 김동배․김주일(2002)에서는 단기이익압력, 경쟁격화, 인사전략, 고용조정, 성과배분 등이, 안주엽 외(2003)에서는 기업규모, 노조, 단기이익압력, 몰입형 인사관리, 모집원 숫자, OFFJT, 호봉제, 팀제 등이, 노용진․원인성(2003)에서는 호봉급 적용범위, 과잉고용, 중도채용, 연봉제 등이, 박우성․박재용(2005)에서는 노조조직률과 단기이익압력 등이, 김동배․이영면(2005)에서는 단기이익압력, 경쟁격화, 시장점유증가, 소유경영, 노조, 임금비용 등이 통계적으로 유의한 비정규 고용의 영향요인들로 나타나고 있다.

이처럼 다양한 선행요인들이 존재하지만, 우리에게 중요한 의미를 갖는 것은 개별적인 환경변수나 인사제도, 고용관행 등이 비정규 고용과 어떤 관계에 있느냐보다 비정규 고용의 증가에 영향을 주는 요인들에 관한 큰 맥락을 잡는데 있다. 비정규 고용의 선행요인들을 일관된 하나의 이론체계 속에서 해석할 수 없을 때 그것들의 정책적 함의는 제한될 수밖에 없기 때문이다. 이런 문제의식에서 본 연구는 비정규 고용의 선행요인들을 하나의 일관된 체계 속에 해석할 수 있는 이론적 체계를 구성하고 그에 기초하여 기본적인 연구모형을 개발하는데 기본 목적을 두고 있다. 이를 위해 본 연구는 이론적 논거에 기초하여 비정규 고용에 영향을 주는 핵심적인 요인들로 여겨지는 최소한의 선행요인들만을 추출하고, 그에 기초하여 가능한 한 간소한 연구모형을 추구하고자 한다.

본 연구의 기본 관점은 내부노동시장의 이론에 기초하여 비정규 고용에 따른 편익과 비용의 양 측면을 동시에 고려하는데 있다. 비정규 고용의 증가 원인은 일차적으로 기업들이 비정규 고용에 따른 조직유연화와 인건비 절감 등 편익의 추구에서 찾을 수 있기 때문에 이들 편익에 초점을 맞춘 연구들이 다수 존재한다(Abraham & Taylor, 1996; Gramm & Schnell, 2001). 위에서 살펴본 우리나라의 선행 연구들도, 노사관계라는 제도적 요인을 논외로 한다면 대체로 비정규 고용의 선행요인으로 기업들의 조직유연화와 인건비 절약에 더 많은 비중을 둔 연구들이라고 할 수 있다. 경영환경의 불확실성 증가와 경쟁의 격화로 인한 기업들의 유연성 추구와 인건비 절약이 최근 비정규 고용의 증가 현상을 설명할 수 있는 중요한 요인들임에는 틀림없지만, 그것들이 비정규 고용을 결정하는 요인의 전부일 수는 없다. 일부의 선행 연구나 사례연구들에서 알려지고 있는 것처럼 비정규 고용에는 생산성 저하, 품질 저하, 조직몰입의 저하, 통합력 약화, 노사관계의 악화 등 숨겨진 비용이 존재하기 때문이다. 이러한 숨겨진 비용들은 기업들이 비정규 고용을 무제한으로 확대할 수 없게 하는 억제요인으로 작용하기 때문에 기업들은 이상의 편익과 비용의 비교 분석 속에 비정규 고용의 비율을 결정할 것으로 기대된다(Uzzi & Barness, 1998). 우리가 만약 유연성이나 인건비 절약 등 비정규 고용의 긍정적 측면에만 초점을 맞추게 된다면, 제품시장의 경쟁격화로 인해 경영환경의 불확실성이 갈수록 높아지고 정규직과 비정규직간의 임금격차가 존재하는 상황 속에서 우리는 비정규 고용이 정규직 고용을 완전히 대체할 것이라는 비현실적인 전망을 도출해야 할지도 모르게 된다. 이런 점에서 조직들의 비정규 고용 비율의 선행요인으로서 비정규 고용에 따르는 편익 측면과 비용 측면이 균형있게 고려될 필요성이 제기된다.

본 연구에서는 편익과 비용 개념을 구분하여 사용하는 것은 비정규직 고용에 따른 이익만이 아니라 비용 측면도 고려해야 한다는 점을 강조하기 위한 것이다. 그러나 편익과 비용을 근대경제학의 한계효용이론적 시각에서 보다 엄격하게 정의하면, 그것들은 각각 비정규직 고용에 따른 한계편익과 한계비용을 의미하고, 이들을 통합하면 한계효용이 된다. 이 점을 지적해주신 익명의 심사위원에게 감사를 드린다.

이상의 시각에서 본 연구는 비정규 고용의 편익 측면인 유연성과 인건비 절약 외에 숨겨진 비용과 관련된 요인들을 동시에 고려하는 보다 체계적인, 비정규 고용의 선행요인에 관한 실증분석을 시도하고자 한다. 이를 위해 본 연구는 먼저 조직유연성과 인건비 절감이라는 기초모형에서 출발하여 그 요인들이 비정규 고용에 어떤 영향을 주는지 살펴보고, 이어서 비정규 고용의 비용과 관련된 직무의 숙련요건, 통제방식의 용이성 변수들이 비정규 고용의 비율에 어떤 영향을 주는지 분석하고자 한다.

본 연구는 다음과 같이 구성되어 있다. 제 2 장에서는 내부노동시장의 이론적 논의 속에 비정규 고용의 선행요인에 관한 가설들과 통계모형을 설정한다. 제 3 장에서는 본 연구의 사용 자료, 변수의 측정 및 기초 통계를 기술하고, 제 4 장에서 실증분석 결과를 제시하고 있다. 마지막으로 제 5 장에서 분석결과를 해석하고 정책적 함의를 도출하면서 결론을 맺고 있다.

Ⅱ. 이론적 논의와 연구모형

2.1. 내부노동시장

역사적으로 볼 때, 비정규 고용은 자본주의 초기에 지배적인 고용형태였지만 안정적인 고용관계인 내부노동시장의 발전과 함께 축소되었다가(Jacoby, 1984), 최근 다시 확대되는 추세를 보이고 있다. 이런 측면에서 최근의 비정규 고용 발생은 경영환경의 변화에 대한 내부노동시장의 한 대응방식으로 이해할 수 있기 때문에 비정규 고용에 따른 편익과 비용은 곧 내부노동시장의 비용과 편익과 연결되어 있을 가능성이 높다. 이 점에서 비정규 고용이 왜 최근에 급증하고 있는가를 이해하기 위해서는 그 이전에는 왜 고용의 내부화와 안정적인 고용관계가 발전했는가, 그리고 그것이 최근에 와서 다시 왜 약화되는가를 이해할 필요가 있다. 이런 점에서 비정규 고용의 선행요인에 관한 대부분의 이론적 논의가 내부동시장이론의 시각에서 출발하고 있음은 우연이 아니다(Pfeffer & Baron, 1988; Davis-Blake & Uzzi, 1993; Uzzi & Barness, 1998).

내부노동시장은 근로자의 임금, 채용, 직무배치, 승진, 교육훈련 등의 인사결정이 기업내부적인 일련의 관리규칙과 절차들에 의해 이루어지는 관리단위를 말한다(Doeringer & Piore, 1971). 즉, 내부노동시장에서 인적자원의 배분과 할당은 통상 외부의 노동시장과 다른 원리로 이루어지는데, 장기고용 관행, 단위 사업체 내에 직무위계의 존재, 입직의 최하위 직급으로의 제한, 그리고 숙련향상과 연관된 내부승진 등이 내부노동시장의 주된 구성요소들이다(Sorensen, 1983). 이러한 내부노동시장은 외부노동시장으로부터 분리된 자신의 영역을 확보하기 위해 내부의 구성원들에게 외부노동시장보다 더 높은 임금과 고용안정을 보호하는 경향이 있다(정이환, 1992).

이와 같은 내부노동시장의 형성 배경에 대해서는 몇 가지 서로 다른 이론적 주장들이 존재하고 있다(Osterman, 1984; 정이환, 1992). 여기에서는 그 이론들을 효율적 관점, 계급적 관점, 제도적 관점 등 3 가지 시각으로 구분하여 정리하고자 한다.

첫째, 효율성 관점은 내부노동시장의 발전은 그것이 복잡한 환경 속에서 발생하는 경영의 문제들에 대한 효율적인 해답이기 때문이라는 시각이다. 이 관점에 의하면, 해당 기업에만 적용되는 기업특수적 숙련은 통상 작업과정 중에 비공식적으로 학습되는 경향이 있기 때문에 그것의 형성과 유지를 위해서 안정적인 고용관계를 개발하고, 동시에 대규모기업에서는 근로자의 행동을 감독하기가 어렵고 많은 비용이 들기 때문에 근로자의 감독 필요성을 줄일 수 있는 관료제적인 규칙과 절차를 개발할 동인이 있다는 것이다(Doeringer & Piore, 1971). Williamson(1981)도 거래비용이론에 기초하여 기업특수적 숙련이 내부노동시장의 발전에 기여하고 있다는 주장을 제기하고 있다. 즉, 기업특수적 숙련이 노동의 거래비용을 증가시키기 때문에 공식적 인사규칙, 장기적 고용관계, 위계구조와 내부 승진 등을 원칙으로 하는 내부노동시장의 위계가 외부노동시장을 통한 거래를 대체하게 되었다는 것이다.

둘째, 계급적 관점은 내부노동시장이 기술적 요인보다 근로자들의 통제를 용이하게 하기 위해 발전한 것이라고 주장하고 있다. 가령, Edwards(1979)는 단순통제와 기술적통제가 노동조합의 저항에 부닥쳐 적용하기 어려운 상황 속에서 내부노동시장이 직무의 세분화와 직무별 임금 차등, 직무사다리사의 승진구조 등의 위계구조에 기초한 관료제적 통제를 용이하게 해주기 때문에 발전했다고 주장하고 있다.

셋째, 제도적 관점은 내부노동시장의 형성과 발전이 이상의 요인들 외에도 정부의 규제나 노동조합을 통한 근로자들의 집합적 행위와 관련이 있다고 주장하고 있다. 이 주장에 따르면, 노동조합의 집합적 노력에 의해 외부시장보다 높은 임금수준이 확보되고 고용안정성이 보장되는 연공주의, 직무체계, 임금결정원리의 공식화 등이 확립되었고, 무노조기업에서도 노조조직화에 대한 위협 속에 이들 내부노동시장의 원리를 수용하게 되었다는 것이다. 실제로 내부노동시장의 주된 구성요소들인 선임권 조항, 공식적 임금결정제 등은 기업들의 반대에도 불구하고 노동조합의 요구에 의해서 도입되기 시작했던 것으로 알려지고 있다. 기업특수 숙련과 통제의 용이성과 관련한 기업의 선택도 노동조합이 실체로 등장했던 노사관계의 환경 변화에 대한 기업의 대응과정에서 형성된 것이기 때문에 내부노동시장과 노사관계 사이에는 밀접한 상호관계가 있는 것으로 알려지고 있다(Jacoby, 1984). 우리나라에서 생산직근로자에 대한 내부노동시장이 급격하게 강화되는 시점이 노사관계의 성격이 변화하기 시작했던 1987년 이후라는 사실은 이 점과 일정한 관련이 있다(정이환, 1992).

이상의 관점들은 각각 내부노동시장의 발전과정에 대한 한 측면들을 설명하고 있지만, 어느 한 이론이 내부노동시장의 발전과정 전체를 설명할 수 없는 것으로 알려지고 있다(Osterman, 1984). 다만, 전체적으로 볼 때 내부노동시장은 고용관계의 안정성을 추구하는 노동조합이 하나의 강력한 사회적 세력으로 존재하는 제약 속에서 기업들이 자신의 효율성을 극대화하는 과정에서 형성․발전하고 있다는 점을 시사하고 있다. 이 과정에서 발견된 내부노동시장의 장점은 그것이 기업특수 숙련의 형성과 유지에 적합하다는 점과 근로자의 통제를 용이하게 해준다는 점 등을 들 수 있다.

그렇다면, 내부노동시장의 단점은 무엇인가? 앞서의 논의에서 짐작할 수 있는 것처럼 그것은 기업에게 높은 인건비 부담과 조직의 경직화를 초래한다는 점에 있다. 예컨대, 내부노동시장은 내부 승진체계와 연계된 임금체계로 인한 지속적인 임금상승 및 교육훈련비 지출, 그리고 각종 법정 및 사내 복리후생비, 모집․선발과 관련된 각종 채용비용, 이들에 수반된 각종 관리비용 등을 유발하고, 근로자들에 대한 암묵적 장기고용관행의 약속으로 인한 고용경직성과, 위계구조 속에 있는 한 직무의 임금조정은 연쇄적으로 다른 직무의 임금조정으로 파급되는 임금경직성을 낳게 된다(Davis-Blake & Uzzi, 1993). 이처럼 내부노동시장은 경직적이고 고비용구조를 가지고 있기 때문에 그만큼 불안정한 구조라고 할 수 있으며, 경영환경의 변화에 적응하기 위해서는 자신을 변화시키지 않을 수 없는 상태에 있다. 내부노동시장이 이처럼 경직적인 고비용구조를 가지고 있기 때문에 그것은 주로 시장 장악력이 높은 대기업에 도입되고, 대기업에서도 전체 근로자가 아닌 일부 근로자들에 대해서만 제공되는 경향이 있다(Piore, 1973). 실제로, 내부노동시장이 잘 발전된 것으로 알려진 일본의 대기업에서도 내부노동시장의 수혜를 받는 근로자들은 일부에 불과한 것으로 알려지고 있다(Morishima, 1995; Ornatowski, 1998). 조영철(1993)에 의하면, 우리나라에서도 내부노동시장의 형성이 가능하게 된 것은 독점적 대기업의 성장과 관련이 있다. 이러한 이유 때문에 독점적 구조가 약화되고 시장경쟁이 격화되면, 내부노동시장의 존립 근거가 매우 취약해지는 상황이 펼쳐지게 된다. 내부노동시장이 자신의 효율성 제고만으로 환경 변화에 대응할 수 없게 된다면, 그것은 최소한 부분적으로라도 자신의 약화 과정을 거치지 않을 수 없게 되는데, 그 과정 중 하나가 바로 비정규 고용의 확대로 여겨진다.

Osterman(1984)에서 재인용하였음.

이와 같이 내부노동시장이 어떻게 변화해갈 것인가는 단선적이라기보다는 상황적 요인들의 성격에 의해 많은 영향을 받게 될 것이다. 그것은 내부노동시장의 변화를 요구하는 외적 환경 압력의 정도, 내부노동시장의 환경압력에 대한 대응능력, 정부의 규제와 노동조합 등 제도적 요인의 내부노동시장에 대한 보호 의지와 역량의 정도 등에 의해 달라질 것이다. 이 점에서 내부노동시장의 변화 형태와 비정규 고용은 국가별로 다른 양상을 보일 것이기 때문에(O'Reilly, 1992) 비정규직 결정요인에 관해서 우리나라의 고유한 모형을 연구할 필요성이 제기되고 있다. 그러나 최근의 양상을 보면, 정규직에 대한 보호장치의 해체 여부와 상관없이 어쨌든 비정규 고용의 증가가 내부노동시장의 약화와 연관되어 있을 가능성이 높다.

2.2. 비정규 고용의 선행요인에 관한 가설

이상에서 살펴본 것처럼 비정규 고용은 내부노동시장의 동향과 일정한 관련이 있을 것으로 추측되기 때문에 본 연구는 이상의 내부노동시장 이론에 기초하여 비정규 고용의 선행요인을 추출하고자 한다. 앞서 살펴본 것처럼 비정규 고용과 내부노동시장은, 상반된 방향이기는 하지만, 공통의 영향요인을 가질 가능성이 높다. 내부노동시장의 장점과 단점은 곧 비정규 고용에 따르는 비용과 편익으로 작용할 가능성이 높기 때문이다. 본 연구는 내부노동시장에 관한 위의 논의에 기초하여 내부노동시장의 단점으로 지적된 조직 경직성과 높은 인건비, 그리고 장점으로 지적된 기업특유숙련의 형성 용이성과 통제의 용이성 등 4 가지 측면을 주목하면서 비정규 고용의 선행요인으로 조직 유연성과 인건비 절감, 직무의 숙련요건과 통제의 난해성(또는 용이성) 등 4 가지 범주의 변수들을 도출하고자 한다. 그 중 조직 유연성과 인건비의 절감은 비정규 고용에 따른 편익의 측면이고, 직무의 숙련요건과 통제의 난해성은 비정규 고용을 억제하는 비용의 측면이다. 그 밖에 내부노동시장과 비정규 고용의 중요한 선행요인으로 노사관계가 있지만, 본 연구의 범위를 넘어서기 때문에 여기에서는 그와 관련된 가설을 설정하지 않기로 한다.

첫째, 비정규 고용은 조직의 유연성을 제공해줄 수 있다. 소비자 기호의 다양화와 미시전자혁명의 생산과정에의 적용, 경제의 글로벌화와 시장의 탈규제 등으로 인해 시장 환경의 급격한 변동과 불확실성이 증가하고 있는데, 최근 우리나라의 기업들에서는 더구나 국민경제의 성장 속도가 둔화되면서 미래에 대한 불확실성이 높아지고 있다. 이처럼 급격한 변동과 불확실성이 높은 시장 환경은 지나친 안정성을 추구하는 내부노동시장과 긴장관계를 형성하게 된다. 이 때 내부노동시장은 자신의 경직성을 보완하는 완충장치를 두던가 아니면 자신을 변화 또는 해체하는 과정을 밟을 것으로 기대되는데, 그것이 바로 비정규 고용과 같은 고용의 외부화 과정이다. 내부노동시장이 일정한 정도의 환경 변화와 불확실성의 증가에 대해서는 자신의 기능적 유연성 제고에 의해 대응할 수 있겠지만, 내부노동시장이 발전한 일본기업들의 경우에도 고용안정성이 대기업의 일부 근로자들에게만 보장되고 있다는 사실에서 짐작할 수 있듯이 현대 기업조직들에게는 기능적 유연성만으로 대응할 수 없을 정도로 큰 환경적 압력이 가해질 가능성이 높다. 이런 점에서 시장 환경의 변화와 불확실성이 높은 기업일수록 비정규 고용의 동인이 크게 작용할 것으로 보인다(Pfeffer & Baron, 1988; Abraham & Taylor, 1990; Davis-Blake & Uzzi, 1993; Gramm & Schnell, 2001). 본 연구는 시장 환경의 변동성과 불확실성을 제품․서비스수요의 변동성으로 측정하고자 한다. 이상의 시각에서 본 연구는 다음과 같은 가설을 설정하고자 한다.

가설 1. 기업의 제품․서비스수요의 변동이 크면 클수록 비정규 고용의 비율이 높을 것이다.

둘째, 비정규 고용은 기업에게 인건비 절약의 수단을 제공해줄 수 있다. 앞서 살펴본 것처럼 시장에 대한 상대적 고임금은 내부노동시장의 기본적 속성이다. 이와 같은 임금격차는 완전경쟁시장이 존재한다면 존립할 수 없지만, 노동조합과 같은 제도적 요인이나 내부노동시장에 의한 노동시장의 분절화가 존재하기 때문에 현실적으로 존재하는 것이다. 노동시장의 분절화에 따른 임금격차 외에 내부노동시장 내의 임금분포도 비정규 고용에 따른 인건비 절약 가능성을 제공한다. 내부노동시장이 존재하는 경우 임금균등주의를 지향하는 노동조합의 활동 경향이나 조직구성원간의 형평성 지각으로 인해 근로자들의 임금분포가 그들의 실제 기여도 분포보다 더 균등한 경향을 보여주고 있어서(Pfeffer & Baron, 1988), 내부화된 주변 인력들은 자신의 기여도보다 더 높은 보상을 받게 되는 경향이 있기 때문이다. 이처럼 내부노동시장의 상대적 고임금과 상대적으로 균등화된 임금구조로 인해 비정규 고용에 의해 임금비용의 절약이 가능하게 되는데, 우리나라의 경우에는 더구나 기업별교섭구조가 발전하고 있어서 현격한 기업간 임금격차가 존재하기 때문에 비정규 고용에 따라 상당히 큰 임금비용의 절약이 가능하게 될 것이다. 가령, 노동부(2006)에 의하면, 우리나라에서 비정규직의 임금수준은 정규직의 62.6%(노동부, 2006)에 불과한 것으로 나타나고 있다. 이런 점에서 임금수준이 높은 기업일수록 비정규 고용의 동인이 높게 나타날 가능성이 높다(Pfeffer & Baron, 1988; Abraham & Taylor, 1990; Gramm & Schnell, 2001). 이러한 문제의식에서 본 연구는 다음과 같은 가설을 설정하고자 한다.

가설 2.1. 기업의 임금수준이 높을수록 비정규 고용의 비율이 높을 것이다.

비정규 고용을 통한 인건비 절감은 임금비용 외에도 비임금성 인건비의 절약에도 기인한다. 정규직의 고용에는 통상 모집․선발비용, 훈련비용, 복리후생비, 정리해고 비용 등 준고정적 비용(quasi-fixed cost)이 수반되는데, 비정규 고용을 활용하는 경우 이들 준고정적 비용에서 절약이 발생하는 경향이 있다. 가령, 간접고용을 활용하는 경우 모집․선발비용과 교육훈련비용, 정리해고비용 등이 절약되고, 직접고용의 경우에도 정리해고 비용이나 복리후생비 등이 절약될 수 있다. 우리나라에서 비정규직의 국민연금 가입 비율이 29.7%, 산재보험 가입비율이 43.1%라는 점에서 비정규 고용에 따른 복리후생비의 절약 정도를 단적으로 짐작할 수 있다(노동부, 2006). 이상의 논의는 부수적인 비임금성 인건비 수준이 높을수록 비정규 고용의 동인이 높게 나타날 가능성이 높음을 말해주고 있다(Abraham & Taylor, 1990; Davis-Blake & Uzzi, 1993; Gramm & Schnell, 2001). 이상의 문제의식에서 본 연구는 다음과 같은 가설을 설정하고자 한다.

가설 2.2. 기업의 비임금성 인건비 수준이 높을수록 비정규 고용의 비율이 높을 것이다.

셋째, 비정규 고용은 불안정한 고용관계의 성격으로 인해 숙련 요건이 높은 복잡 직무를 수행하는데 부적합하기 때문에 직무의 숙련요건이 그 직무를 수행하는 인력의 외부화 정도를 결정하게 된다. 직무의 숙련요건은 크게 기술적 스킬, 정보처리 스킬, 대인관계 스킬 등으로 구분된다(Davis-Blake & Uzzi, 1993). 직무의 숙련요건이 높을수록 작업자간의 상호의존성, 통제와 평가의 어려움, 고기능의 필요성 등을 낳고, 그만큼 근로자 상호간의 공식적 비공식적 교류와 경험공유를 통해서 습득되는 기업특수적 숙련이 많게 되기 때문에 장기적 고용관계를 요청하게 된다. 이처럼 복잡성이나 숙련요건이 높은 직무가 많은 기업일수록 비정규 고용의 비율은 줄어들게 될 것이다(Davis-Blake & Uzzi, 1993; Gramm & Schnell, 2001). 이상의 시각에서 본 연구는 다음과 같은 가설을 설정하고자 한다.

가설 3. 직무의 숙련요건이 높을수록 비정규 고용의 비율이 낮을 것이다.

넷째, 비정규 고용은 해당 직무에 대한 통제의 용이성과 연관성이 있을 것이다. 비정규직 근로자들의 양호하지 않은 직무태도, 낮은 생산성과 낮은 품질로 인해 비정규 고용이 상당히 많은 숨겨진 비용을 유발할 우려가 있다. 앞서 살펴본 것처럼, 이와 같이 숨겨진 비용을 최소화하기 위한 통제방식에 대한 문제의식이 내부노동시장의 형성 배경에 깔려 있다. 즉, 인적 통제나 기술적 통제가 용이하지 않은 상황에서 안정적인 고용관계를 통해 근로자들의 규칙 준수와 조직사회화와 조직몰입의 유도 등을 유도하는 관료제적 통제를 추구하는 과정이 내부노동시장의 형성․발전과정이다. 이 점은 역으로 근로자들에 대한 인적 통제나 기술적 통제가 용이한 기업에서는 비정규직과 같은 고용의 외부화에 대한 동인이 클 가능성이 있음을 시사한다(Davis-Blake & Uzzi, 1993).

이상의 논의와 관련하여, 우선 단순한 인적 통제가 용이한 기업에서는 비정규직의 고용을 촉진할 가능성이 높게 될 것인데, 인적 통제의 용이성은 감독자의 통제범위 또는 관리직의 비율과 밀접한 연관성을 가진다(Uzzi & Barness, 1998). 비정규직의 낮은 생산성과 낮은 품질로 인해 정규직의 일상적 업무에 비정규직의 감시․감독 업무가 부가되는 경향이 있다(Smith, 1994)는 점에서 짐작할 수 있듯이, 비정규 고용은 더 많은 통제의 필요성이 제기되고 있다. 관리자의 비율이 높으면, 첫째 비정규직의 직무를 감독하고 비정규직의 한시적 직무에 영속성을 부여하기 용이하고, 둘째, 비정규직과 정규직의 직무를 상호 조정하는데 용이하고, 셋째, 비정규직에게 조직의 규범과 절차를 전달하고 숙련을 형성하게 하는데 용이할 것이기 때문에 비정규직의 고용을 촉진하게 될 것으로 보인다. 이상의 시각에서 본 연구는 다음과 같은 가설을 설정하고자 한다.

가설 4.1. 관리직의 비율이 높을수록 비정규 고용의 비율이 높을 것이다.

통제의 용이성은 또한 작업자의 작업과정과 결과물에 대한 관측가능성과도 일정한 연관성이 있다(Pfeffer & Baron, 1988). 작업자의 직무수행과정과 결과물에 대한 높은 관찰 가능성은 작업자와 감독자간의 정보비대칭성 문제를 완화하고 그것을 통해 작업자의 기회주의적 행동을 제한함으로써 거래비용을 줄일 수 있기 때문이다. 직무에 대한 관측가능성은 사용하는 테크놀로지와 밀접한 연관성을 가지고 있는데, 최근 컴퓨터 기술의 활용 확대와 정보통신기술의 발전으로 작업과정, 산출 및 품질에 대한 컴퓨터 측정과 감독이 증가하고 생산과정의 루틴화가 발생하고 있는데, 이들은 모두 직무의 관측가능성을 높이고 있다. 이처럼 최근 전자정보기술의 발전은 작업자의 작업과정과 결과물에 대한 관측용이성을 높임으로써 비정규 고용에 따른 거래비용을 줄이기 때문에 비정규 고용을 촉진할 가능성이 있다. 이런 시각에서 본 연구는 작업과정에 대한 정보통신기술의 활용 증가가 직무의 관측가능성을 높일 것이라는 기대 속에 직무의 관측가능성이 비정규 고용을 촉진할 것이라는 다음과 같은 가설을 설정하고자 한다.

가설 4.2. 직무의 관찰용이성이 높은 기업일수록 비정규 고용의 비율이 높을 것이다.

2.3. 통계모형

본 연구에서는 종속변수로 기업의 비정규 고용의 비율을 사용하고 있다. 비정규 고용은 고용의 외부화 방식에 따라 단기근로자, 단시간근로자, 파견근로자, 용역근로자 등 다양한 형태를 취하고 있지만, 연구의 범위를 지나치게 확대하는 것을 막기 위해 모든 형태를 포괄하는 비정규 고용의 비율 하나만을 종속변수로 사용하고자 한다. 표본기업들 중 비정규 고용이 전혀 없는 기업들이 다수 존재하고 있어서 본 연구는 통계모형으로 토빗모형을 사용하고자 한다.

앞서 논의한 가설들을 검증하기 위한 본 연구의 주요 독립변수들은 다음과 같다. 이들 독립변수들을 추출하기 위한 변수의 조작화 과정은 선행연구들에서 이미 사용된 조작적 정의에 기초하고 사용 자료에서 변수들의 가용성을 감안하면서 실시되었다.

첫째, 조직 유연성의 필요성 정도를 측정하는 변수로서 제품․서비스 수요의 변동을 사용하고 있다. 참고로, 조직유연성에 대한 필요성의 지표로서 Abraham & Taylor(1990)와 Gramm & Schnell(2001) 등이 제품․서비스 수요 변동을, Davis-Blake & Uzzi(1993)가 고용규모의 변동을 사용하고 있다. 둘째, 인건비와 관련해서 임금수준과 비임금성 인건비 수준을 포함하고 있는데, 그 중 비임금성 인건비 수준은 채용비용, 복리후생비, 정리해고비용 등에 대한 대리변수들을 사용하여 구성한 변수를 사용하고 있다. 비정규 고용의 선행요인으로 임금수준을 포함하고 있는 연구들로는 Abraham & Taylor(1990)와 Gramm & Schnell(2001) 등이 있고, 비임금성 인건비 수준으로 포함하고 있는 연구들로는 Davis-Blake & Uzzi(1993), Uzzi & Barness(1998), Gramm & Schnell(2001) 등이 있다. 셋째, 직무의 숙련요건은 신입직원의 공식 훈련기간으로 측정되고 있다. 이와 유사하게, Gramm & Schnell(2001)은 비정규 고용의 선행요인으로 직무에 숙련될 때까지의 기간을 포함하고 있다. 직무의 숙련요건은 채용비용이나 훈련비용 등 비임금성 인건비와 의미가 중첩되는 측면이 있지만 회귀모형에 이들 두 변수들을 동시에 독립변수로 포함하고 있기 때문에 서로 통제하는 효과를 보여주게 된다. 즉, 비임금성 인건비에 내재된 직무의 숙련요건을 통제한 상태에서 비임금성 인건비적 측면이 비정규직 고용에 미치는 순수 영향만을 볼 수 있고, 직무의 숙련요건에 내재된 인건비적 특성을 통제한 상태에서 직무의 숙련요건이 비정규직 고용에 미치는 순수 영향만을 볼 수 있게 된다. 넷째, 통제의 용이성 변수로서 관리직의 비율과 직무의 관찰용이성에 대한 대리변수로 통합적 자원관리프로그램(ERP)의 도입 여부 등을 사용하고 있다. 비정규 고용의 선행요인으로 관리직 비율과 컴퓨터기술의 활용 정도를 포함하고 있는 선행연구로는 Uzzi & Barness(1998)가 있다.

<그림 1> 연구모형도

그 밖에 기업연령, 노동조합의 존재, 조직규모, 산업 등을 통제변수로 포함하고 있다. 기업 연령은 환경 변화에 대한 조직의 적응 속도와 관련이 있기 때문에 비정규 고용에 영향을 미치는 것으로 알려지고 있다. 즉, 기업 연령이 많을수록 과거의 안정적 고용관계의 시대에 형성되었던 고용관행이 존재할 가능성이 높고, 동시에 조직구성원들도 조직 내에 비공적인 직무 루틴과 관행의 존재로 인해 변화와 혁신에 저항하는 경향이 있다(Uzzi & Barney, 1998). 노동조합의 존재는 비정규 고용에 미치는 주된 제도적 요인이다. 노동조합은 비정규 고용에 미치는 영향은 직접적 경로와 간접적 경로가 존재하는데, 전자는 노동조합의 활동 결과 낳아진 고용관계의 특성을 통해 비정규 고용의 비율에 영향을 주는 것이고 후자는 노동조합의 비정규 고용에 대한 정책에서 기인한다. 선행연구들의 결과를 보면, 노동조합의 비정규 고용에 대한 영향의 방향은 일관되지 않고 혼재되어 있다. 조직규모도 비정규 고용과 일정한 연관성을 가진 것으로 알려져 있다. 조직규모가 클수록 더 많고 더 다양한 직무의 풀을 가지고 있다는 점, 대규모조직이 갖는 규모의 경제로 인해 비정규직의 채용과 해고에 따르는 거래비용이 적다는 점, 제품과 서비스의 다양성은 기업 내부에서 육성하기 힘든 전문가를 필요로 한다는 점 등 때문에 조직규모는 비정규 고용과 정(+)의 상관관계를 가질 것으로 추론되고 있다(Davis-Blake & Uzzi, 1993; Uzzi & Barness, 1998). 마지막으로, 산업의 기술적 특성과 산업 차원의 수요 변동, 산업별 노동시장의 특성 등 산업적 특성에 따라 비정규 고용의 비율이 달라질 것으로 보이기 때문에 산업을 통제변수에 포함하였다.

Ⅲ. 자료 및 기초 통계

3.1. 자료의 성격

본 연구는 한국노동연구원에 의해 2003년 말 기준으로 조사된『사업체패널조사』3차년도 자료와 한국신용평가(주)의 재무정보 DB를 결합하여 사용하고 있다. 매출액과 복리후생비 등은 한국신용평가(주)의 재무정보 DB에서 취하였고, 나머지 변수들은 『사업체패널조사』의 설문결과들을 사용하고 있다. 여기에서 『사업체패널조사』는 사업체 단위의 설문조사이고 한국신용평가(주)의 재무정보는 기업체 단위의 정보이기 때문에 양 정보 사이에 다소간 부적합성이 발생할 수 있음을 지적하고자 한다.

『사업체패널조사』의 표집은 고용보험 DB의 사업체 정보에 근거하여 산업ㆍ규모별 분포를 기초로 한 층화추출방식을 사용하고 있다. 『사업체패널조사』3차 패널자료는 전국에 소재한 규모 20인 이상 사업체 2,275개(공공부문과 교육부문 제외)를 대상으로 해서 실시되었던 2차 설문조사자료에 바탕을 두고, 일부 탈락 사업체를 유사한 성격의 다른 사업체로 대체한 후 2004년 4~6월의 3개월 동안 조사한 자료인데, 최종 응답 사업체는 2,163개이다. 본 연구는 기업규모가 300인 이상인 사업체만을 사용하고 있는데, 그 이유는 만성적인 인력부족에 시달리고 있어서 비정규 고용 자체가 현실적으로 어려운 중소기업의 경우를 제외하기 위한데 있다. 그 중 불완전 응답 사업체를 제외하고 난  355 개 사업체가 본 연구의 표본크기이다. 『사업체패널조사』는 인사관리 담당자, 노무관리 담당자, 근로자 대표 등을 대상으로 한 3 가지 종류의 자료로 구성되어 있는데, 본 연구에서는 인사담당자 설문자료만을 사용하고 있다.

설문지에는 비정규직 고용에 관한 응답의 기준시점이 설문조사 시점인 2004년 4-6월로 되어 있고 한국신용평가(주)의 재무정보는 2003년 자료이기 때문에 시간적 역인과성 문제는 약하다고 할 수 있다.

3.2. 변수의 측정과 기술통계

본 연구의 종속변수인 비정규 고용의 비율은 평사원 중 비정규직의 비율이다. 여기에서 비정규직의 형태는 시간제근로자, 단기계약직 근로자 외에 간접고용형태인 파견근로자, 용역․호출근로자, 소사장과 소사장이 고용한 근로자, 외주․독립도급 형태의 용역근로자 등 모든 비정규직 근로자를 포괄하고 있다. 직종은 연구개발 및 기술직, 사무직, 서비스 및 영업직, 생산직, 단순노무직 등을 포함하고 관리직은 제외하였다. 관리직을 제외한 이유는 연구모형에 독립변수로 관리직의 비율을 포함하고 있는데, 비정규직의 비율이 상대적으로 낮은 관리직의 비율이 높으면 비정규 고용의 비율을 낮추게 되는 과대추정 현상을 보일 수 있기 때문이다. <표 1>에 정리된 기초 통계를 보면, 표본기업들에서 비정규 고용 비율의 평균은 12.4%로 나타나고 있다.

제품(또는 서비스)수요의 변동은 최근 3년간 매출액의 변이계수(coefficient of variation)로 측정되었다. 여기에서 변이계수는 100*표준편차/평균을 의미한다. Abraham & Taylor(1996)과 Gramm & Schnell(2001)은 산업의 수요변동으로 측정하고 있으나, 본 연구는 기업체 단위의 매출액변동으로 측정하고 있다. 표본기업의 평균 매출액 변이계수는 14.7로 나타나고 있다.

임금수준은 평사원의 평균연봉으로 측정하였다. 선행연구들에서도 임금수준은 대체로 해당 근로자들의 평균임금수준으로 측정되고 있다(Abraham & Taylor, 1990; Gramm & Schnell, 2001). 표본기업의 평균연봉은 26.3백 만 원 정도이다.「사업체패널조사」에서 평사원의 평균연봉이 비정규직의 연봉을 포함하는지 여부가 명시되어 있지 않다. 비정규직의 임금을 포함하는 경우 비정규 고용의 비율이 높은 만큼 평균연봉의 수준이 떨어지기 때문에 임금수준에 대한 추정치의 편의 발생 가능성이 있게 된다. 또한 비정규 고용의 활용 가능성이 높은 단순직종의 비율이 높은 경우에도 전체적인 평균연봉을 떨어뜨리기 때문에 추정치의 편의가 발생할 우려가 있다. 그러나 추정치의 편의가 과소평가의 방향을 취할 것으로 기대되기 때문에 보수적인 검증결과를 보인다는 점은 그나마 다행이다.

<표 1> 사용 변수들의 기초통계	(N=355)

변수	평균(표준편차)
비정규직 비율(%)	12.407(20.910)
매출액 변이계수(100*표준편차/평균)	14.728(14.785)
평사원의 평균연봉(백만 원)	26.261(8.312)
명시적 고용안정책 존재(더미)	0.406(0.492)
선발도구의 수(개)	1.972(1.073)
1인당 복리후생비(백만 원)	2.256(2.901)
신입직원의 교육훈련기간 (일)	14.414(20.845)
정보기술을 ERP에 활용(더미)	0.577(0.495)
관리직의 비율(%)	15.056(15.668)
기업연령(년)	27.811(17.792)
유노조(더미)	0.606(0.489)
기업의 총근로자수(명)	1634.970(3285.540)
농림, 어업, 광업(더미)	0.006(0.075)
제조업(더미)	0.580(0.494)
전기 가스 및 수도사업(더미)	0.020(0.139)
건설업(더미)	0.031(0.174)
도소매 및 소비자용품 수리업(더미)	0.068(0.251)
숙박 및 음식점업(더미)	0.028(0.166)
운수업(더미)	0.056(0.231)
통신업(더미)	0.020(0.139)
금융 보험업(더미)	0.023(0.149)
부동산 임대업(더미)	0.020(0.139)
사업서비스업(더미)	0.124(0.330)
보건 및 사회복지사업(더미)	0.006(0.075)
기타 공공, 사회 및 개인 서비스업(더미)	0.020(0.139)

비임금성 인건비 수준은 채용비용, 복리후생비, 정리해고비용 등에 대한 각각의 대리변수로서 선발도구의 숫자, 복리후생비, 고용안정정책 등 3 가지 변수들의 표준값을 합산하여 사용하고 있다. 비임금성 인건비와 관련하여 선행연구들은 대체로 단일 항목을 사용하고 있는데, 가령, Davis-Blake & Uzzi(1992)는 부가급여를, Uzzi & Barness(1998)는 응모자의 숫자를, Gramm & Schnell(2001)은 채용도구의 숫자 등을 사용하고 있다. 반면, 본 연구에서는 여러 비임금성 비용들로 구성한 혼합변수를 사용하고 있다. 복리후생비를 제외하면 비임금성 인건비의 구성항목들에 대한 재무정보가 부족하기 때문에 본 연구에서는 그것들을 간접적으로 측정하고 있다. 먼저 채용비용은 선발도구의 숫자로 측정하고 있는데, 선발도구의 수는 신입사원 선발 시 적성검사, 인성검사, 필기시험, 면접, 실기시험, 평정센터 중 선발도구로 사용하는 개수를 의미한다. 정리해고비용은 고용안정정책으로 측정하고 있는데, 고용안정정책은 고용안정협약이나 경영진의 약속 등 정규직 근로자에 대해서 강제적 인원감축을 실시하지 않겠다는 명시적 정책을 갖고 있는지 여부를 의미한다. 마지막으로 복리후생비는 1인당 복리후생비의 로그값으로 측정하였다. 표본기업에서 명시적 고용안정정책을 가지고 있는 기업의 비율은 40.6%이고, 평균 선발도구 수는 2.0 개, 1인당 복리후생비는 2.3백만 원으로 나타나고 있다. 비임금성 인건비 수준과 관련하여 그 밖에 교육훈련비를 포함할 필요가 있지만, 교육훈련비에 결측치가 많아서 본 연구에서는 제외하였다. 그러나 교육훈련비를 포함하는 경우에도 분석결과가 그렇지 않은 경우와 매우 유사하다는 점을 언급하고자 한다.

직무의 숙련요건은 신입사원의 공식적인 훈련기간으로 측정하였다. 직무의 숙련요건은 보다 엄격하게는 직무에 숙련될 때까지의 기간으로 측정될 수 있는데(Gramm & Schnell, 2001), 본 연구에서는 그에 대한 대리변수로서 신입직원의 공식 훈련기간을 사용하고 있다. 비정규 고용과 관련된 직무의 숙련요건은 높은 숙련 수준이라기보다는 최소 숙련요건과 더 가까운 개념일 것으로 보이기 때문에, 본 연구에서는 직무의 최소 숙련요건과 연관성이 높을 것으로 보이는 신입직원의 훈련기간을 사용하고자 한다. 표본기업들에서 신입사원의 공식적인 훈련기간은 평균훈련기간은 14.4일로 나타나고 있다.

본 연구에서 사용하고 있는 숙련요건의 측정치는 비정규직을 사용하는 직무에 한정된 것이 아니라 기업 전체의 직무에 대한 숙련요건을 측정하고 있는 한계를 가지고 있다. 기능적 유연성과 수량적 유연성간의 관계가 상호 보완적인 것인가 상호 대체적인 것인가가 확정적이지 않기 때문에 본 연구의 숙련요건 측정단위가 문제를 낳을 수 있다. 그러나 우리나라의 경우 노사관계의 특성 때문에 기능적 유연성과 수량적 유연성이 대체적 관계로 나타날 가능성이 높다는 가정 하에(김동배․이영면, 2005), 그 한계 속에서나마 조직 전체 차원의 숙련요건 변수를 사용하고자 한다.

통제의 용이성과 관련된 직무의 측정 가능성은 정보기술을 ERP에 응용하는지 여부로 측정하였는데, 표본기업의 ERP 도입 비율은 57.7%로 나타나고 있다. 통제의 용이성과 관련된 또 하나의 변수인 관리직의 비율은 과장급 이상의 관리자 비율로 측정하였다. 과장급 이상이 모두 관리자인 것은 아니지만, 그들이 비정규직의 직무수행과 관련하여서는 공식적 비공식적인 관리자로서 역할을 할 것으로 기대되기 때문에 관리자 비율에 대한 무난한 대리변수로 여겨진다. 표본기업의 평균 관리직 비율은 15.1%로 나타나고 있다.

그 밖에 기업 연령은 기업 설립 이후 경과한 연수로 측정하였고, 노조의 존재는 노조 존재 여부로 측정하였으며, 조직규모는 기업의 총근로자수로 측정하였으며, 산업은 산업대분류로 측정하였다. 표본기업들에서 기업연령은 평균 27.8 년, 유노조기업의 비율은 60.6%, 평균 조직규모는 1635.0 명으로 나타나고 있다.

<표 2>에는 사용 변수들 사이의 상관관계 계수가 정리되어 있다. 종속변수인 비정규직 고용 비율과 통계적으로 유의한 상관관계를 보이는 변수들은 매출액 변이계수, 관리직 비율, 기업연령 등이 있다. 인건비와 관련된 평사원의 평균연봉이나 비임금성 인건비, 그리고 신입사원의 훈련기간, ERP 등은 통계적으로 유의한 상관관계를 보이고 있지 못하다. <표 2>에는 동시에 독립변수간의 상관관계도 포함하고 있는데, 평사원의 평균연봉이 매출액 변이계수, 비임금성 인건비, 유노조, 종업원수 등과 높은 상관관계를 보이고, 비임금성 인건비가  평균연봉 외에 신입사원 훈련기간, 기업연령, 유노조, 종업원수 등과 높은 상관관계를 보이고 있어서 다중공산성 문제가 발생할 우려가 있음을 알 수 있다. 일단 여기서는 다중공산성이 추정오차를 증가시켜서 통계적 유의도를 떨어뜨리는 방향으로 작용하기 때문에 보수적인 검증을 초래한다는 점만을 지적하고자 한다.

<표 2> 상관관계계수들	(N=355)

	비정규직 비율	매출액 변이계수	평사원 평균연봉	비임금성 인건비	신입사원 훈련기간	ERP	관리직 비율	기업연령	유노조
매출액 변이계수	0.22*** (0.00)
평사원 평균연봉	0.01 (0.87)	-0.20*** (0.00)
비임금성 인건비	0.06 (0.24)	-0.06 (0.25)	0.38*** (0.00)
신입사원 훈련기간	-0.06 (0.26)	-0.02 (0.73)	0.17*** (0.00)	0.22*** (0.00)
ERP	0.04 (0.50)	0.02 (0.75)	0.16*** (0.00)	0.17*** (0.00)	0.06 (0.27)
관리직 비율	0.22*** (0.00)	-0.04 (0.47)	0.07 (0.21)	0.15*** (0.00)	0.13** (0.02)	-0.07 (0.19)
기업연령	-0.18*** (0.00)	-0.22*** (0.00)	0.09* (0.09)	0.26*** (0.00)	0.11** (0.05)	0.05 (0.35)	0.05 (0.34)
유노조	-0.03 (0.57)	-0.15** (0.01)	0.34*** (0.00)	0.28*** (0.00)	0.09 (0.10)	0.04 (0.40)	0.00 (0.93)	0.40*** (0.00)
종업원수	-0.01 (0.87)	-0.07 (0.17)	0.28*** (0.00)	0.20*** (0.00)	0.05 (0.38)	0.14** (0.01)	0.00 (0.94)	0.05 (0.40)	0.12** (0.02)

주: * p<0.10(two-tailed) ** p<0.05(two-tailed)  *** p<0.01(two-tailed).

Ⅳ. 분석 결과

본 연구의 분석결과는 <표 3>에 정리되어 있다. 독립변수들을 가설설정의 순서대로 1열에서 4열까지 순차적으로 증가시키면서 추정결과를 살펴보았다.

먼저 매출액의 변이계수는 비정규 고용의 비율에 α=0.01 수준에서 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다. 매출액 변이계수의 추정치는 네 가지 모형에서 모두 통계적 유의한 것으로 나타나고 있어서 안정적인 모습을 보여주고 있다. 이 결과를 보면, 최근 우리나라에서 비정규 고용의 증가 배경에는 지난 경제위기 이후 경영환경의 급격한 변동과 불확실성의 증가가 존재하고 있음을 알 수 있다. 우리나라 기업들이 최근 설비투자에 소극적인 태도를 보이고 있다는 점에서 알 수 있듯이, 과거에 고도성장의 관성 속에 있다가 최근 성장률의 둔화를 경험하면서 제품․서비스 수요가 증가하더라도 그것이 얼마나 안정적인 변화인가에 대한 확신을 가지지 못하고 단기적 대응에 머무는 점과 비정규 고용의 증가 사이에 일정한 연관성이 있는 것으로 보인다.

인건비는 비정규 고용 비율에 부분적로만 긍정적 영향을 미치고 있다. 우선 임금수준은 가장 단순한 통계모형에서만 비정규 고용 비율에 대해 α=0.10 수준에서 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다. 임금수준에 대한 추정치는 독립변수의 수를 증가할수록 통계적 유의도가 떨어지고 있는데, 특히 비임금성 인건비 변수를 포함할 때 통계적 유의도가 급격하게 떨어지고 있다. 이 결과는 비정규직의 임금수준이 정규직의 62.6%밖에 안 되는 현실을 감안하면, 상당히 의외의 결과이다. 그러나 이 결과를 해석함에 있어서 하향 편의가 발생했을 가능성도 동시에 고려해야 한다. 우선 임금수준이 비임금성 인건비 수준과 높은 상관관계를 보이고 있다는 점과, 임금수준의 측정 시 비정규직의 임금을 포함했을 가능성이 있다는 점 등을 감안하면, 임금수준의 통계적 유의도는 이보다 더 높을 가능성이 있다. 어쨌든 본 연구의 결과만을 보면, 임금수준에 대한 추정치는 양수이지만 통계적 유의도가 약한 상태이다. 이 점에서 임금 수준은 비정규 고용 비율에 약하게 긍정적 영향을 미치는 것으로 추정된다.

한편 비임금성 인건비 수준은 비정규 고용에 통계모형에 따라 α=0.05 또는 α=0.10 수준에서 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다. 통제의 용이성 변수들을 포함하는 경우에 비임금성 인건비에 대한 추정치의 통계적 유의도가 떨어지고는 있지만 여전히 α=0.10 수준에서 통계적으로 유의한 상태이다. 이상의 결과는 비임금성 인건비가 비정규 고용의 비율을 증가시킬 것이라는 가설을 대체로 입증하고 있다. 임금수준의 추정결과와 비임금성 인건비의 추정 결과들을 종합해보면, 비정규 고용에 대해 임금수준보다 비임금성 인건비의 영향이 강하기는 하지만, 대체로 우리나라에서 비정규 고용이 기업들의 인건비 절약 추구와 관련이 있을 것이라는 추측을 입증하고 있다.

직무의 숙련요건을 측정한 신입사원의 공식 훈련기간의 추정치는 가설 설정과 같이 음수를 취하고 있지만, 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타나고 있다. 이 결과는 직무의 숙련요건이 비정규 고용의 비율에 영향을 미치지 않음을 말해주고 있다. 그러나 이 결과는 동시에 신입사원의 공식 훈련기간이 직무의 숙련요건에 대한 적절한 측정치가 아니라는 점을 함축할 수 있기 때문에 숙련요건에 대한 보다 적절한 측정치를 사용하여 다시 추정해볼 필요가 있다는 점도 지적하고 싶다.

통제의 용이성과 관련하여 사용한 ERP 도입 여부와 관리직의 비율의 추정치들은 모두 통계적으로 유의한 모습을 보여주고 있다. 먼저 ERP 도입 여부는 α=0.05 수준에서 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있고, 관리직의 비율은 α=0.01 수준에서 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다. 이상의 결과를 비추어 볼 때, 통제의 용이성이 비정규 고용의 비율에 긍정적 영향을 미친다는 본 연구의 가설은 대체로 입증되고 있다. 특히 관리직의 비율의 추정치에 대한 통계적 유의도가 높은데, 이는 인적 통제의 의존하는 우리나라 기업들의 통제방식과 관련이 있는 것으로 추정된다.

마지막으로 통제변수들의 추정 결과를 보면, 기업 연령은 선행연구들의 추정결과와 일관되게 비정규 고용의 비율에 통계적으로 유의한 부(-)의 영향을 미치고, 노동조합의 존재는 비정규 고용의 비율에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다. 반면, 조직규모는 통계적으로 유의한 영향을 미치고 있지 않다. 마지막으로 산업대분류를 통제변수로 통계모형에 포함하고 있지만, 그것들은 단순한 통제용이고 불필요하게 지면만을 크게 차지하기 때문에 <표 2>에는 보고하지 않았다.

노동조합이 비정규 고용의 비율에 영향을 미치는 경로는 크게 두 가지이다. 하나는 노동조합이 비정규 고용에 대한 직접적 규제를 하는 것이고(직접효과), 다른 하나는 노동조합이 낳은 고용관계의 성격, 즉 상대적 고임금, 작업조직의 경직성, 기업 경영성과 등을 통해 비정규 고용에 간접적으로 영향을 주는 것이다(간접효과). 통상 노동조합이 비정규 고용에 대해 부정적인 태도를 보이는 경향이 있기 때문에 직접효과는 음수, 유노조기업의 고용관계는 기업의 비정규 고용을 촉진하는 경향이 있기 때문에 간접효과는 양수일 것으로 기대된다. 그런데 노동조합 존재 변수에 대한 추정결과가 양수이기 때문에 본 연구의 결과는 비정규 고용에 대한 노동조합의 간접효과가 직접효과보다 크게 작용함을 시사하고 있다. 즉, 노동조합의 활동으로 인해 낳아진 고용관계의 성격이 비정규직의 고용에 대해 미치는 긍정적 효과가 노동조합의 직접적 태도와 행위로 인한 비정규 고용에 미치는 부정적 영향보다 크다는 점을 말해주고 있다. 이 결과는 노동조합의 태도가 비정규 고용의 비율에 부정적 영향을 미치지 않는다는 박우성․박재용(2005)의 분석결과와 부분적으로 일치한다.

<표 3> 비정규 고용 비율의 영향요인: 토빗모형	(N=355)

독립변수	종속변수
	(1)	(2)	(3)	(4)
상수항	-9.408(24.001)	-1.448(24.247)	-1.676(24.231)	-8.079(23.534)
매출액의 변이계수	0.411***(0.115)	0.391***(0.115)	0.390***(0.115)	0.394***(0.111)
평사원의 평균연봉	0.348*(0.239)	0.242(0.244)	0.248(0.245)	0.243(0.237)
비임금성 인건비	-	6.298**(3.296)	6.414**(3.311)	5.083*(3.243)
신입사원 훈련기간	-	-	-0.027(0.081)	-0.049(0.079)
ERP	-	-	-	5.756**(3.489)
관리직의 비율	-	-	-	0.369***(0.111)
기업연령	-0.300***(0.113)	-0.343***(0.115)	-0.341***(0.115)	-0.354***(0.112)
유노조	9.330**(4.294)	9.174**(4.274)	9.162**(4.269)	10.115***(4.138)
log(종업원수)	1.889(2.030)	1.378(2.039)	1.401(2.038)	1.140(1.982)
Log-L	-1045.9	-1044.1	-1044.0	-1037.7

주: * p<0.10(one-tailed) ** p<0.05(one-tailed)  *** p<0.01(one-tailed).

( ) 안은 표준오차임. 산업대분류를 통제함

Ⅴ. 맺음말

이상으로 본 연구는 내부노동시장과 연관성 속에서 비정규 고용 비율의 선행요인을 실증 분석하였다. 본 연구는 내부노동시장의 이론에 기초하여 비정규 고용 비율의 선행요인으로 조직유연성(+), 임금수준(+), 직무의 숙련요건(-), 통제의 용이성(+) 등을 도출하였다. 그 중 조직유연성과 임금수준은 비정규 고용에 따르는 편익 측면을 의미하고, 직무의 숙련요건과 통제의 용이성은 비정규 고용에 따르는 편익 측면을 의미한다. 앞의 두 가지 요인들은 최근의 비정규 고용의 증가에 대한 촉진요인이라면, 뒤의 두 가지 요인들은 비정규 고용의 억제요인이라고 말할 수 있다. 본 연구의 통계모형을 위해 조직 유연성은 매출액의 변이계수로 측정되었고, 임금수준은 평사원의 평균 연봉으로, 비임금성 인건비 수준은 명시적 고용안정정책, 복리후생비, 선발도구의 수 등으로 구성한 합성변수로, 직무의 숙련요건은 신입사원의 공식 훈련기간으로, 통제의 용이성은 ERP의 도입과 관리직의 비율 등으로 측정되었다.

분석 결과는 본 연구의 가설들을 다수 지지하는 것으로 나타나고 있다. 첫째로, 매출액의 변이계수, 비임금성 인건비, ERP, 관리직의 비율 등은 비정규 고용 비율에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있고, 둘째로, 평사원의 평균 연봉은 비정규 고용 비율에 부분적으로만 약하게 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다. 그러나 신입사원의 공식 훈련기간은 가설 설정의 방향과 추정치의 방향은 동일하지만 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않아서 본 연구의 가설을 지지하지 않았다.

이상의 분석결과들을 해석해 보면, 우선 비정규 고용에 따른 편익 측면으로서 조직유연화와 인건비 절감 등은 대체로 비정규 고용의 비율에 영향을 미치고 있다. 최근의 비정규 고용의 증가에는 일차적으로 기업들의 제품 수요의 변동성과 불확실성이 영향을 미치고 있는 것으로 확인되고 있다. 이 점은 기업들이 미래에 대한 불확실성 때문에 설비투자를 꺼린다는 최근의 언론보도와 맥락을 같이 한다. 또한 동시에 비정규 고용은 인건비 절감과 일정하게 정(+)의 연관성을 가지고 있는데, 이는 기업별교섭구조로 인해 우리나라의 기업간 임금격차가 지나치게 확대되고 있는 상황과 맞물려 있다.

비용 측면으로서 통제의 용이성은 비정규 고용의 비율에 영향을 미치고 있다. 통제의 용이성이 비정규 고용의 비율에 영향을 미치고 있는 점은 비정규직의 활용에 따라 발생할 우려가 있는 생산성과 품질의 저하, 직무태도의 저하, 작업집단 내의 의사소통의 축소 등의 문제를 해결하는 것이 중요한 과제로 등장하고 있음을 시사한다. 이상의 분석 결과가 시사하는 또 한 가지 점은 특정 기업이 비정규직의 고용을 확대하기 위해서는 작업과정에 대한 통제역량을 확대해야 한다는 점이다. 최근 우리나라 기업들의 인력구조에서 고직급화 고근속자화 경향과 함께 관리직급의 비율이 증가하는 경향이 있고 작업과정에 정보기술의 적용이 확대되는 추세로 직무수행의 관측성이 높아질 것이기 때문에 비정규직에 대한 공식적 비공식적 통제를 더욱 용이하게 될 것으로 전망되고 있어서 우리나라에서 통제의 용이성 문제도 비정규 고용에 대한 강력한 억제요인으로 작용할 것 같지는 않다.

반면, 또 다른 비용요소인 직무의 숙련요건은 비정규 고용의 비율에 영향을 미치지 않는 것으로 나타나고 있다. 직무의 숙련요건이 비정규 고용의 비율에 영향을 미치지 않는다는 점은 의외의 분석 결과인데, 이러한 분석결과는 비단 본 연구뿐 아니라 김주일(2001), 김동배․김주일(2002), 안주엽 외(2003), 노용진․원인성(2003) 등에서도 일관되게 나타나고 있다. 이러한 일관성이 이들 연구들이 대부분, 자료의 연차는 다르지만 노동연구원의 「사업체패널조사」를 사용하고 있는데 기인할 수 있지만, 어쨌든 지금은 잠정적으로 비정규 고용에 대한 교육훈련의 억제적 효과가 없거나 약하다고 말할 수밖에 없는 상황이다. 이러한 분석 결과의 타당성이 존재한다고 가정하면, 이는 우리나라의 기업들에서 직무의 숙련 요건이 전반적으로 높지 않다는 점, 그리고 최근 기간제 근로자의 반복갱신이나 용역직 형태를 취한 사내하청 등 편법적 방식의 비정규 고용 관행 등이 직무의 숙련요건을 완화해주고 있는 것이 아닌가 추측된다.

우리나라 기간제 근로자의 평균 근속기간은 2005년 현재 25.8개월로서 2001년의 15개월보다 10개월 정도 증가하고 있다.

직무의 숙련요건이 비정규 고용에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않는다는 결과는 본 연구의 숙련요건 변수의 측정 방식에서 비롯되었을 수도 있다. 즉, 직무의 숙련요건이 비정규직의 직무에만 해당하는 것이 아니고 조직 전체의 직무에 대한 숙련요건으로 측정되었기 때문에 숙련요건의 효과성이 하향 편의를 일으켰을 수도 있다. 정규직의 높은 숙련요건은 정규직에 대한 안정적 고용관계를 요청하게 되고, 그것을 보완하는 완충장치로서 비정규 고용을 확대할 수 있기 때문에 조직의 전체 직무에 대해 측정된 숙련요건은 비정규직 직무에 대해서만 측정한 숙련요건보다 추정치의 하향 편의를 일으킬 수 있다.

이상의 분석 결과를 종합해 보면, 우리나라에서 비정규 고용이 급증하는 객관적 근거가 존재한다고 할 수 있다. 우선 지난 외환위기 이후 우리나라 기업들에게 경영환경의 불확실성이 높아지고 있는 점과 정규직과 비정규직간의 현격한 임금격차가 존재하고 있는 점 등의 비정규 고용의 편익 측면은 강력한 반면, 직무의 숙련요건이나 통제의 용이성 등 비정규 고용의 비용 측면은 비정규 고용의 억제효과로 약하기 때문이다. 더구나 본 연구에서 가설로 설정되지는 않았지만, 노동조합의 존재가 비정규 고용의 비율에 대해 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있기 때문에 노동조합이라는 제도적 요인에 의한 억제효과도 약하다고 할 수 있다. 이 점에서 본 연구의 분석결과는 우리나라의 경우 조직의 유연화를 내부노동시장의 기능적 유연성보다 고용조정이나 비정규직 활용 등과 같은 수량적 유연성에 의존하는 경향이 있다는 황수경(2003)의 분석결과와 맥락을 같이 한다고 볼 수 있으며, 지금 이 상태대로 방치한다면 향후에도 비정규직의 지속적인 증가가 전망된다.

이상의 결과는 동시에 우리나라 내부노동시장의 뿌리가 아주 취약함을 말해주고 있다. 이 점은 우리나라에서 생산직근로자의 경우 내부노동시장은 1987년 노동자의 대투쟁 이후에야 본격적으로 형성되기 시작했으며, 그것도 노동조합이라는 제도적 요인의 영향을 강하게 받으면서 형성되었다(정 이환, 1992)는 사실과 관련이 있는 것으로 보인다. 제도적 요인의 영향을 받아 형성된 내부노동시장은 경직적 성격이 강한 비효율적인 구조를 가질 위험이 있는데, 우리나라의 유노조기업의 내부노동시장이 그에 해당되는 것으로 보인다. 더구나 우리나라 노사관계는 기업별교섭구조를 가지고 있기 때문에 내․외부노동시장간의 임금격차가 매우 큰 특징을 보이고 있다. 더구나 우리나라에서 1987년 이후나마 내부노동시장이 형성될 수 있었던 것은 그 이전까지 우리나라 기업들의 고도성장과 축적된 자원에 기인하는 바가 컸는데, 지난 경제위기는 우리나라 기업들이 내부노동시장을 유지할 수 있을 정도로 여유 자원이 풍부하지 않음을 보여주고 있었으며, 그에 따라 내부노동시장의 급격한 약화를 추진해오고 있었다고 말할 수 있다.

기업들의 이와 같은 행태는 홍콩에서도 나타나고 있는데, Wong(2001)에 의하면 지난 아시아 외환위기를 경유하고 난 후 비정규 고용과 관련한 기업들의 행위 양태가 그 이전의 전략적 기조를 잃고 임기응변식의 기회주의적인 접근법을 취하고 있음이 발견되고 있다.

마지막으로, 본 연구에 몇 가지 한계가 존재하기 때문에 이상의 분석 결과에 대한 해석에 대해 신중하게 접근해야만 한다는 점을 언급하고 싶다. 첫째로, 본 연구에서 사용한 비정규 고용의 비율은 직접고용뿐 아니라 간접고용까지도 포함하고 있지만, 응답자들이 간접고용에 대해 어디까지 응답했는지 확인할 수 없기 때문에 그 변수의 신뢰성에 대한 의문이 제기될 수 있다. 둘째로, 비정규 고용의 편익과 비용으로서 도출된 유연성, 인건비 절약, 직무의 숙련요건, 통제의 용이성 등에 대한 측정이 직접적이지 않고 대리변수들을 사용하고 있기 때문에 그 과정에서 문제가 발생했을 수 있다. 그 중에서도 특히 직무의 숙련요건 변수는 비정규직 직무만 아니라 전체 직무에 대해서 측정한 것이라는 문제를 가지고 있다. 셋째로, 본 연구는 연구의 대상을 직종별로 구분하지 않고 전 직종을 대상으로 하고 있는데, 기업들의 직종별 분포가 다르기 때문에 여러 문제들이 발생할 수 있다. 넷째, 횡단면자료를 사용하는 기업단위 분석에서 오염되기 쉬운 내생성 문제가 충분하게 통제되지 않았다. 이 점과 관련해서는, 향후 패널분석 등을 활용한 새로운 분석들이 요청되고 있다. 다섯째, 업종별로 기업들의 비정규 고용 행위가 다를 것으로 기대되는데, 본 연구는 전체 업종에 대한 분석만을 제시하고 있다. 본 연구의 자료에서는 제조업의 비율이 압도적으로 높기 때문에 업종별 비교 분석을 하용하고 있지 않다. 향후 업종별로 세분화된 분석이 요청되고 있다.

<참고문헌>

김동배․김주일(2002) 비정규직 활용의 영향요인, 『노동정책연구』, 제2권 제4호, pp17-38

김동배․이영면(2005) 고용유연화의 기능적 유연성과 수량적 유연성의 관계에 관한 연구,  『경영학연구』, 제34권 제4호, pp1229-1260

김주일(2001) 비정규 고용의 영향요인에 관한 연구, 『경영저널』, Vol. 2, No. 1. pp57-76

노동부(2006) 『비정규직 법률안 취지 및 내용』, 노동부 홈페이지(//www.molab.go.kr)

노용진․원인성(2003) 내부노동시장의 성격과 비정규직 교용의 비율, 『노동정책연구』, 제3권 제2호, pp47-67

박우성․박재용(2005) 비정규직의 활용과 노동조합의 역할: 실증분석과 시사점, 『산업관계연구』, 제15권 제1호, pp23-41

안주엽․김동배․이시균(2003) 『비정규근로의 실태와 정책과제(Ⅲ)』, 한국노동연구원

원인성(2002) 국내 정보처리기업의 비정규 고용의 결정요인에 관한 연구, 『산업경제연구』제15권 제1호 pp. 189-213

정이환(1992) 『제조업 내부노동시장의 변화와 노사관계』, 박사학위논문, 서울대학교 사회학과

조영일(1993) 『분단노동시장과 효율적 배분』, 박사학위논문, 고려대학교 경제학과

황수경(2003) 내부자(insiders) 노동시장과 외부자(outsiders) 노동시장의 구조분석을 위한 탐색적 연구, 『노동정책연구』, 제3권 제3호, pp49-76

Abraham, K. & S. Taylor(1996) Firm's Use of outside contractors: Theory and Evidence, Journal of Labor Economics, vol. 14, no. 3, pp. 394-424.

Baron, J., A. Davis-Blake & W. Bielby(1986) The Structure of Opportunity: How Promotional Ladders Vary within and among Organizations, Administrative Science Quarterly, vol. 31, pp. 248-273.

Cappelli, Peter(1995) Rethinking Employment, British Journal of Industrial Relations, Vol. 33 No. 4, pp. 563-602

Davis-Blake, A. & B. Uzzi(1993) Determinants of Employment Externalization: A Study of Temporary Workers and Independent Contractors, Administrative Science Quarterly, vol. 38, pp. 195-223.

Doeringer, P. & M. Piore(1971) Internal Labor Markets and Manpower Analysis, Heathe Lexington Books.

Edwards, R.(1979) Contested Terrain, Basic Books.

Finlay, W.(1983) One Occupation, Two Labor Markets: The Case of Longshore Crane Operators, American Sociological Review, vol. 48, pp. 306-315.

Gramm, C. L. & J. F. Schnell(2001) The Use of Flexible Staffing Arrangements in Core Production Jobs, Industrial and Labor Relations Review, Vol. 54, No. 2 p 245-58

Jacoby, S. M.(1984) The Development of Internal Labor Markets in American Manufacturing Firms, P. Osterman(ed) Internal Labor Markets, MIT Press, Mass.

Jacoby, S. M.(2003) A Century of Human Resource Management, B. E. Kaufman, R. A. Beaumont, & R. B. Helfgott(ed) Industrial Relations to Human Resources and Beyond, M. E. Sharpe, London, England

Morishima, M(1995) Embedding HRM in a Social Context, British Journal of Industrial Relations 33:4, p617-640

O'Reilly, J.(1992) Banking on Flexibility: a Comparison of the Use of Flexible Employment Strategies in the Retail Banking Sector in Britain and France, The International Journal of Human Resource Management 3:1, p35-58

Ornatowski, Gregory K.(1998) The End of Japanese-Style Human Resource Management? Sloan Management Review,  p73-84

Osterman, P.(1982) Employment Structure within Firms, British Journal of Industrial Relations, pp. 349-361.

Osterman, P.(1984) Introduction: The Nature and Importance of Internal Labor Markets, in Paul Osterman (ed.), Internal Labor Markets (Cambridge: MIT Press), pp. 1-22.

Osterman, P.(1987) Choice of Employment Systems in Internal Labor Markets, Industrial Relations 26, pp. 46-67.

Pfeffer, J. & J. Baron(1988) Taking the Workers Back Out: Recent Trends in the Structuring of Employment, in Barry M. Staw & L. Cummings (eds.), Research in Organizational Behavior, vol. 10, pp. 257-303. Greenwich, CT: JAI Press.

Piore, M. J.(1973) The Technological Foundations of Economic Dualism, Working Paper, No. 110, Dept. of Economics, MIT

Smith, Vicki(1994) Institutionalizing Flexibility in a Service Firm, Work and Occupation, Vol 21 No. 3, p 284-307

Sorensen, A. B.(1983) Sociological Research on the Labor Market: Conceptual and Methodological Issues, Work and Occupations, 10, pp. 261-287.

Uzzi, B. & Z. Barness(1998) Contingent Employment in British Establishments: Organizational Determinants of the Use of Fixed-term Hires and Part-time Workers, Social Forces, vol. 76, no. 3, pp. 967-1007.

Williamson, O. E.(1981) The Economics of Organization: The Transaction Cost Approach, American Journal of Sociology, vol. 87, no. 3,  pp. 548-577.

Wong, M, M, L.(2001) The Strategic Use of Contingent Workers in Hong Kong's Economic Upheaval, Human Resource Management Journal, Vol 11. No 4, p22-37

On Determinants of Contingent Workers' Ratio: A Balanced Perspective of Benefit and Cost

Yongjin Nho*

* Assistant Professor, Dept. of Business Administration, Seoul National University of Technology

Abstract

This study analyzes empirically the determinants of contingent workers' ratio with a balanced perspective of benefit and cost. Based on theories of internal labor markets,  the hypotheses of this study are drawn as follows: (1) Variations of product/service demands and (2) labor cost will have positive effects, and (3) skill requirements of job, and (4) difficulty of control will have negative effects on contingent workers' ratio, respectively. As operational variables for those concepts, utilized are (1) coefficient of variations in products/service demands over the recent three years, (2) annual earnings of non-managerial workers & non-wage labor cost, (3) formal training period for the new employees, and (4) ratio of managerial workers & ERP, respectively. The results of the study generally support the hypotheses about the benefits and cost of the contingent workers. With respect to the benefit aspect, coefficient of variations in products/service demands, and non-wage labor cost have significantly positive effects on contingent workers' ratio, and annual earning of non-managerial workers has a weekly positive effect. With respect to the cost aspect, ratio of managerial workers, and ERP have significantly positive effects on contingent workers' ratio, but formal training period for the new employees does not have a significantly negative effect, which implies that the hypothesis for skill requirements is not supported. Finally, the results of the study are interpreted, and its implications and  limitations are indicated.

Key Words: Contingent Workers, Internal Labor Market, Organizational Flexibility, Labor Cost, Skill Requirements of Job, Control