논문 접수일: 9/20

심사 의뢰일: 9/21

심사완료일: 12/4

고령자 고용의 영향요인: 정규직과 비정규직 비교

김동배*

이인재**

김정한***

요약

국내에서도 고령자 고용과 연공임금간의 관계에 대한 실증연구들이 시도되고 있지만, 고령층을 정규직과 비정규직으로 구분해서 살펴보지는 않았다. 본 연구는 한국노동연구원이 2005년에 실시한 [고령자 고용실태조사]자료를 사용해서 임금체계, 교육훈련, 조직유연화, 고령자에 대한 편견이 고령자 고용에 미치는 효과를 분석하였다. 우선 전체 근로자를 대상으로 한 분석결과는 외국의 선행연구나 국내의 연구결과와 크게 다르지 않다. 고령자에 대한 편견은 3가지 고령자 고용지표 모두와 유의한 부(-)의 관계를, 호봉제는 고령층 고용비중 및 고령층 신규채용율과 유의한 부(-)의 관계를, 신기술 훈련과 팀제는 고령층 고용비중과 유의한 부(-)의 관계를 보인다. 그러나 정규직과 비정규직을 구분해서 살펴본 결과는 사뭇 다르게 나타났다. 호봉제, 팀제, 고령층에 대한 편견은 정규직 고용비중과는 유의한 부(-)의 관계를 보이나 비정규직 고용비중과는 통계적으로 유의한 관계가 나타나지 않고, 호봉제, 팀제, 고령층에 대한 편견은 정규직 고령층 채용과는 유의한 부(-)의 관계를 보이지만 비정규직 고령층 채용과는 오히려 정(+)의 관계도 보이고 있다. 이상의 분석결과가 갖는 이론적 및 정책적 함의와 추후 연구 과제를 제시하였다.

주제어: 고령자 고용, 연공임금, 비정규직, 팀제

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*  한국노동연구원 연구위원(dongbae@kli.re.kr; 02-784-9338)

**  한국노동연구원 연구위원(leeinjae@kli.re.kr;  02-783-8962)

**  한국노동연구원 연구위원(junghan@kli.re.kr; 02-783-6083)

Ⅰ. 들어가는 말

우리나라 기업은  성장정체로 인한 승진정체나 기업 내부인력 고령화로 인한 인건비 부담을 이유로 중고령자를 빈번하게 조기 퇴출해왔다. 외환위기 이후 고용조정이 상시화 되는 경향이 보이는 가운데 연령은 고용조정의 중요한 기준이 되었다. 장지연(2002)의 연구에 의하면 응답 사업체의 55.5%가 명예퇴직자 선정기준으로 연령을 고려하는 한편 51.8%는 정리해고 대상자 선정기준으로 연령을 고려하는 것으로 나타났다. 그리고 이 연구에서 응답 사업체의 68.4% 및 45.9%는 각각 명예퇴직 및 정리해고의 기준으로 근속년수를 고려하는 것으로 나타났는데, 통상 근속년수와 연령이 밀접한 관련성이 있다는 점을 감안하면 이 연구결과는 연령이 우리기업의 고용조정 대상자 선정의 중요한 기준임을 시사한다.

우리 사회의 인구 고령화가 빠르게 진행됨에 따라 고령층 일자리 유지와 창출이 사회적 이슈로 부각되고 있다. 고령인력이 일자리를 갖지 못하는 경우 국가 입장에서는 수입은 줄어드는 반면 연금을 포함한 사회보장성 지출은 증가하기 때문에 국가 재정의 압박요인으로 다가오게 된다. 경우에 따라서 고령인력 방출은 기업에 있어서도 유용한 전략이 아닐 수도 있다(Schmähl, 2003). 그 이유는 중고령자 일자리 창출과 복지관련 지출 증대라는 사회적 부담의 증가만이 아니라, 일본이 2007년부터 단카이 세대 정년퇴직을 맞아 숙련의 전승 등 문제로 긴장하고 있듯이 세계에서 유례없이 빠른 속도로 고령화가 진척되고 있는 우리나라도 조만간 인력수급 자체에 문제가 생길 수 있기 때문이다. 급속한 고령화시대를 맞이하여 우리 기업들이 장기적 전망을 갖고 고령층 인력관리를 인사관리의 중요한 의제로 준비할 필요가 있다고 하겠다.

고령자 고용과 관련해서 기업의 고령자 고용 영향요인 연구가 중요하다. 이 주제와 관련된 외국의 연구는 고령자를 고용하고는 있지만 왜 신규채용을 적게 하는가(employ but not hire)를 화두로 하고 있다(Hutchens, 1986). 이러한 현상의 단편은 국내에서도 관찰된다. 위에서 인용한 장지연(2002)에 의하면 응답 사업체의 49.9%가 신규채용을 실시하는 경우 연령을 제한한다고 응답하였고, 신규 채용시 50세 이상 고령자 신규채용을 꺼리는가라는 질문에 대해 응답 사업체의 42%가 그런 편 그리고 16.6%가 매우 그런 편이라고 응답하였다.

고령자 관련 국내 연구들이 진행되었지만(장지연, 2002; 장지연외, 2004) 정작 개별기업의 고령자 고용 영향요인에 대한 실증 연구는 최근의 몇 편에 불과하다.  외국 연구들에서 고령자 고용기회를 설명하는 주요한 이론 및 변수 범주는 이연보상, 인적자본론(기업특유훈련), 조직변화, 제도적 요인 등이 있는데, 국내의 실증 연구들도 이러한 범주의 변수들을 검증하고 있다. 정진호(2006)와 이인재(2007)는 각각 2005년 [임금구조기본통계조사]와 한국노동연구원의 3차년도 [사업체패널조사]자료를 사용해서 임금체계 등이 고령자 고용에 미치는 효과를 분석하였다. 정진호(2006)는 근속급 피치와 고령자 고용 비중 및 신규 채용율간 부(-)의 관계를 발견하였고 이인재(2007)는 호봉제와 교육훈련이 고령자 고용기회지수와 통계적으로 유의한 부(-)의 관계가 있음을 발견하였다.

그런데 외국에서 진행된 고령자 고용기회 연구는 우리나라에서는 다른 의미를 지닐 수 있다.  앞서 고용조정의 중요한 기준이 연령이라는 점을 감안하면 우리나라에 있어서 고령자 고용 연구의 화두는 외국과는 다를 수도 있다. 즉 외국의 경우 ‘왜 고령자를 고용하고는 있지만 신규채용을 적게 하는가’가 연구의 화두라면 우리나라의 경우에는  ‘왜 고령자를 우선적으로 퇴출시키면서 동시에 신규채용을 적게 하는가’가 현실을 반영한 연구의 화두로 보인다.

무엇보다도 외국의 선행 연구나 위에서 인용한 국내 연구들에서 고령층을 정규직과 비정규직으로 분리해서 살펴보지 않았다. 고령층 고용에 영향을 미치는 것으로 발견되는 변수들은 정규직과 비정규직 고령층 모두에 적용되는가 아니면 정규직 고령층에만 적용되는가? 고령자 고용과 관련해서 이연보상이나 인적자본론의 핵심은 내부노동시장이 발달되어 있는 경우 고령층 신규 고용은 비용이 많이 들기 때문에 고령층 고용 기회가 적다는 것으로 요약할 수 있다. 그런데 잘 알려진 것처럼 비정규직 활용의 중요한 동기가 유연성 확보와 더불어 비용절감이다. 단순하게 생각해 보아도 비정규직 고령층을 신규 채용하는 경우 비용절감 목적을 달성할 수 있기 때문에 고령층 고용으로 인한 비용문제를 상쇄할 수도 있을 것이다. 이처럼 지금까지 고령층 고용기회를 설명하는 변인들이 비정규직 고령층 고용에도 그대로 적용된다고 보기는 힘들며, 고령층 고용과 관련된 기존의 발견들은 정규직 근로자에게만 한정될 수도 있다는 점에 주목할 필요가 있다.

이 글은 한국노동연구원이 2005년에 실시한 [고령자 고용실태조사]자료를 사용해서 고령자 고용에 영향을 미치는 요인을 분석하기로 한다. 국내외 선행연구들에서 발견되고 있는 고령자 고용 영향요인들을 새로운 자료원을 사용해서 검증함과 동시에, 앞서 제기한 것처럼 자료가 허용하는 한도에서 고령층 정규직과 비정규직 고용에 영향을 미치는 요인을 구분해서 살펴보기로 한다.

Ⅱ. 선행연구 검토 및 연구가설

노동시장의 고령층 고용에 대한 기존 연구의 화두는 현재 고령층을 고용하고는 있지만 왜 고령층 신규채용을 적게 하는가라는 고령층 고용기회를 설명하기 위한 것으로 요약할 수 있다. 고령층 고용기회의 결정요인에 대한 설명은 크게 비용, 숙련요건 변화, 조직논리의 변화, 제도적 요인으로 분류할 수 있다. 우선 경제학자들이 주로 채용하고 있는 설명논리는 비용합리성에 입각한 설명인데, 이는 다시 이연보상계약(Delayed Payment Contracts)으로 설명하는 부류와 인적자본론에 근거해서 설명하는 부류로 구분할 수 있다.

이연보상에 의한 설명의 출발점은 정보문제로 인한 모니터링 문제이다. 모니터링 문제가 발생한다면 이연보상이 효율적이다.  Lazear(1979, 1981)에 따르면 근로자의 성과를 측정하고 평가하는데 많은 비용이 수반되면 근로자의 태만과 부정이 야기될 수 있다. 이 때 기업은 이연보상계약을 통하여 불완전한 모니터링 문제에서 발생하는 근로유인 저하의 문제를 완화할 수 있다. 즉, 장기적 계약관계를 전제로 근로계약 초기에는 낮은 임금을 주고 근로기간 후반기에 높은 임금을 지급하면 근속기간 후반기의 이연보상 상실에 대한 위협으로 인해 근로자의 기회주의적 행동이 방지되어 근로자에게 적절한 근로유인이 제공된다. 그리고 이연보상계약은 그 자체가 고정비용을 낳기 때문에 고정비 절감을 위해서 젊은 층을 고용해서 장기고용을 하게 되고,  이연보상의 모니터링 효과는 잔존 근속기간이 짧은 고령층에게는 약하기 때문에 고령층 고용을 기피한다는 것이다. 그 결과 기업은 장기근속의 결과로 고령층이 된 사람은 고용은 하고 있지만, 고령층 신규고용을 꺼린다는 설명이다.

이와는 달리 기업특유 사회적 자본(firm specific social capital)에 의한 설명도 있다. 이에 의하면 모니터링 필요성이 높은 경우 노사간 신뢰관계 구축이 중요한데, 이를 위해서 젊은 층을 고용․훈련․사회화해서 내부노동시장을 형성하는 것이 효율적이라는 것이다(Hu, 2003).

우리나라의 호봉급은 경직적인 연공급을 특징으로 한다. 노동부(2004)의 100인 이상 4,370개 사업체에 대한 실태조사 자료에 의하면 조사 대상업체의 60%가 호봉제를 갖고 있는데, 호봉 1단위가 증가할 때 임금증가분을 의미하는 호봉피치 유형을 보면 직선형과 호봉피치가 체증하는 지수형을 합하면 76.1%로 대부분을 차지하는 것으로 나타났다. 그리고 직급별 호봉 운영 현황을 보면 전사원 단일 호봉제가 51.5%로 나타나 직급별 직무가치 차이 미반영으로 인한 경직성이 높을 가능성도 아울러 시사하고 있다. 근속의 증가에 따른 근로자들의 생산성 증가가 선형 내지 지수적으로 증가하지 않는다고 보면 우리나라의 경직적인 호봉급은 초기에는 생산성보다 낮은 임금을 주는 반면 근속이 오래되면 생산성보다 더 높은 임금을 주는 강한 이연보상체계의 특성을 갖는다. 따라서 호봉급의 존재와 고령층 고용간에 부(-)의 관계를 예측할 수 있겠다.

게다가 앞서 살펴본 것처럼 우리나라에서 고령층 고용기회라는 화두는 외국과는 다른 측면이 있음에 주목할 필요가 있다. 즉 경직적 호봉급은 외국의 연구에서 확인된 바와 같이 이연보상으로서 고령층 고용기회와 부(-)의 관계만을 갖는 것뿐만 아니라, 기존 고령층의 인건비 부담을 가중시켜 고령층 고용조정을 촉발할 가능성도 높기 때문에 고령층 고용기회와 부(-)의 관계를 지닐 수도 있다. 위에서 살펴본 바와 같이 우리 나라 기업의 경우 경직적 호봉급이 특징인 만큼 근속이나 연령증가에 따라 그 만큼 생산성이나 조직에 대한 공헌이 비례적으로 증가하지 않는다면 기업은 고령층을 고용 조정할 유인이 커질 것이기 때문이다.

외국의 관련 실증 연구들에서 Hirsh et al,(2000)은 남성 고령층의 고용기회는 임금방정식에서 근속의 회귀계수인 근속급 피치와 유의한 부(-)의 관계가 있음을 발견하였고,  Heywood et al.(1999)는 연금지급 등 이연보상의 지표들이 고령층 고용기회와 유의한 부(-)의 관계가 있음을 발견하였으며, Hu(2003)은 대기업의 고령층 고용비중이 낮은데 이것이 상대적으로 가파른 근속급 피치(근속 증가에 따른 임금증가분)와 연계되어 있다는 점을 발견하였다. 국내 자료를 사용한 정진호(2006)는 근속 1단위 증가시 임금증분이라는 근속급 피치로 측정한 연공급의 강도와 고령자 고용비중 및 신규 채용율간에 유의한 부(-)의 관계를 발견하였고, 이인재(2007)는 호봉제가 있는 기업의 고령자 고용기회지수(고령자 신규채용율/고령자 고용비중)가 유의하게 낮다는 사실을 발견하였다. 이상의 논의와 국내 선행연구 그리고 우리나라의 경직적 호봉급은 고령층 고용기회의 축소만이 아니라 고령층 퇴출 유인으로 강하게 작용할 수 있다는 점을 감안해서 다음과 같은 연구가설을 설정하였다.

가설1: 호봉급은 고령자 고용과 부(-)의 관계를 보일 것이다

인적자본론에 의한 설명논리도 비용합리성에 의한 설명이라는 점에서 이연보상에 입각한 설명과 유사하다. 기업특유훈련을 제공하는 기업들은 이 훈련에 소요되는 비용이 고정비이기 때문에 이를 절감하기 위해서 젊은 층을 고용해서 장기고용을 하거나, 젊은 층의 훈련에 대한 투자 회임 기간이 긴 반면 고령층은 교육훈련에 대한 투자회임 기간이 짧기 때문에 기업특유훈련에 대한 투자와 고령층 고용기회간에는 부(-)의 관계가 성립한다고 설명한다(Hutchens, 1986, 1988; Scott et al., 1995: Heywood et al., 1999; Hirsh et al, 2000; Hu, 2003). 비용에 의한 설명은 사례연구에서도 확인되는데, Taylor & Walker(1998)는 경쟁압력으로 인한 비용절감이 고령층 기피의 가장 중요한 요인이라는 점을 확인하고 있다.

교육훈련과 관련해서 신기술의 도입과 관련된 숙련요건의 변화도 고령층 고용기회를 줄인다는 연구도 있다. 고령층은 근력이나 학습․적응능력이 저하되기 때문에 고용기회를 적게 가질 수 있다는 지적들이 있고(Hutchens, 1988), 고령층의 단점에 대한 설문조사 결과로는 ‘훈련이 어렵다’와 ‘신기술 적응능력이 떨어진다’는 응답이 가장 많다는 연구(Taylor & Walker, 2003)도 있다. 다만 고령층의 학습․적응능력이 기회의 부족에 기인하는 것인지 아니면 신체적 조건에 기인하는 것인지에 대해서는 보다 정밀한 연구가 필요하다고 하겠다. 그 원인을 논외로 하되 만일 고령층의 학습․적응능력이 떨어진다면 기업은 고령층 채용을 기피하게 될 것임은 자명하다.

이와 관련된 외국의 실증연구들을 보면 Heywood et al.(1999)는 훈련 및 숙련요건 지표들이 고령층 고용기회와 유의한 부(-)의 관계가 있음을 발견하였고, Hirsh et al(2000)은 숙련요건 변화의 지표로서 컴퓨터훈련의 비중이 높을수록 고령층 고용기회가 줄어든다는 발견을 하였다. Hu(2003)는 인적자본론에 근거해서 교육훈련에 투자를 많이 하는 대기업은 투자회임 기간 문제로 고령층을 덜 고용한다는 점을 연령과 임금분석을 통하여 실증 분석하였다.  국내의 실증 연구들에서 이인재(2007)는 기업특유훈련의 지표인 현장훈련(OJT)과 신기술 훈련의 지표인 전산교육훈련비중이 고령자 고용기회지수와 유의한 부(-)의 관계가 있음을 발견하였다. 이상의 논의에 따라 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설2: 교육훈련투자 정도는 고령층 고용과 부(-)의 관계가 있을 것이다

가설2-1: 신기술 훈련은 고령층 고용과 부(-)의 관계가 있을 것이다

기업내 인사관리나 잦은 조직 변화도 고령층 고용기회를 줄이는 효과가 있는 것으로 보고되고 있다. 우선 1980년대부터 미국에서 시작된 전략적 인사관리(strategic human resource management)도 고령층 고용기회를 낮춘다는 주장이 있다(Taylor & Walker, 2003). 왜냐하면 전략적 인사관리의 핵심원리는 사업과 인사관리를 연계하는 것인데, 이는 단기 사업목표 달성을 위해서 고용유연성을 제고하거나 핵심인력을 중심으로 한 인사관리를 강조하는 등 고령층 기피를 정당화하거나 강화하는 내재적 논리를 갖기 때문이라는 것이다.

전략적 인사관리가 고령층 고용과 부(-)의 관계가 있다는  주장은 일률적으로 받아들이기는 곤란하다. 전략적 인사관리를 가장 단순하게 보더라도 경쟁전략으로서 차별화 전략과 비용통제 전략에 대응하는 인사전략은 각각 몰입전략과 통제전략이 대응되는데(Walton, 1985), 두 가지 인사전략과 고령자 고용간에는 상이한 관계가 성립할 수 있기 때문이다. 따라서 전략적 인사관리와 고령자 고용간 부(-)의 관계에 대한 위의 주장은 비용 통제형 인사전략일 경우에만 타당하다고 할 것이다.

전략적 인사관리는 조직변화와 밀접한 관련성속에서 전개된다. 조직구조의 변화 특히 조직구조의 플랫화(flat)나 인사제도 변화가 잦은 경우에도 기업이 고령층을 기피할 유인이 있다는 주장이 제기된다(Taylor & Walker, 1998, 2003). 조직이 피라밋형에서 편편한 조직으로 되면 주로 고령층이 많은 중상위계층의 직위가 사라지기 때문에 청장년층에 비해 상대적으로 고령층 고용기회가 더 많이 줄어든다. 그리고 인사제도가 자주 바뀌는 경우 과거의 관성에 익숙해진 고령층의 경우 적응력이 문제가 되기 때문에 기업은 고령층을 기피할 유인이 생길 수 있다. 우리나라 기업 조직에서 조직구조 유연화의 대표적인 지표는 팀제의 도입인데, 이상의 논의를 종합하면 팀제와 고령층 고용간에 부(-)의 관계를 예상할 수 있을 것이다. 이에 따라 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설3: 팀제 도입은 고령층 고용과 부(-)의 관계가 있을 것이다.

개인이나 법인의 행위를 설명함에 있어서 제도의 효과를 빼놓을 수 없듯이 제도적 요인도 고령층 고용과 밀접한 관련이 있다. 대표적인 제도적 요인에는 연령차별금지정책과 같은 경성 제도가 있다(이인재, 2007). 연구에 의하면 제도적 영향을 많이 받는 대기업이나 인사부서가 있는 경우 연령관련 고용평등 정책을 갖고 있는 경우가 많은 것으로 나타나고 있다(Taylor & Walker, 2003). 대기업은 공중에 대한 가시성이 높고 정부 규제의 일차적인 대상이기 때문에 제도의 강압적 영향을 많이 받고, 인사부서는 인사관리와 관련된 제도의 강압적․규범적 압력을 감지하고 해석해서 정책화하기 때문이다. 따라서 고령자 고용에 대한 제도적 압력이 존재하면, 대기업이나 인사부서가 존재하는 기업에서 우선적으로 친고령자 고용정책을 채택할 가능성이 높다. 이러한 논의 및 연구결과들은 신제도론의 주장 및 연구결과들과 맥락을 같이 한다(DiMaggio & Powell, 1983).

제도에는 경성제도만이 아니라 개념이나 이념과 같은 연성 제도도 있다. 가장 연성적인 제도를 사고습관으로 굳어진 ‘관점’, ‘개념화’, ‘이념’으로 보면 고령자에 대한 편견도 하나의 제도인데, 고령자에 대한 편견은 고령층 고용기피의 중요한 영향요인으로 지적받고 있다. 고령층에 대한 편견(Agism)은 노동시장 및 경제사회 시스템속에서 제도화된 연령차별적 태도 및 관행을 지칭한다(Taylor & Walker, 1998, 2003). 경성제도의 경우 한국의 경우에는 연령차별금지법이 아직 도입되고 있지 않기 때문에 연구가설을 설정하기 곤란하지만(이인재, 2007), 연성 제도로 볼 수 있는 고령자에 대한 편견은 고령자 고용과 유의한 부(-)의 관계를 예측할 수 있다. 이에 따라 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설4: 고령자에 대한 편견은 고령자 고용과 부(-)의 관계를 보일 것이다.

이상 고령자 고용과 관련된 연구가설은 고령자를 정규직과 비정규직으로 구분해서 다루지 않았다. 그런데 정규직 고령자와 비정규직 고령자 고용에 대한 기업의 유인은 상당히 다를 수 있다. 앞서 살펴본 이연계약이나 인적자본론의 고령자 고용에 대한 설명을 찬찬히 살펴보면 내부노동시장이 발달한 경우에는 젊은 근로자를 채용해서 장기 고용하기 때문에 고령층을 고용은 하고 있지만 고령층을 중도에 신규로 채용하지 않는다(employ but not hire)것으로 요약할 수 있다. 이연보상이나 기업특유훈련이라는 인적자본에 의한 고령층 고용기회의 설명도 다른 시각에서 자세하게 살펴보면 청년층을 장기 고용하는 합리적 근거를 제시하고 있음에 다름 아님을 알 수 있다.

그런데 내부노동시장은 기업의 비정규직 활용 동기와도 밀접한 관련이 있다. 장기고용을 핵심으로 하는 내부노동시장(Doeringer & Piore, 1971)은 정규직 근로자에 적용되며 비정규직은 그 용어에서 짐작할 수 있듯이 내부노동시장과는 거리는 멀다. 연구자들은 비정규직 활용 동기로서 비용절감이나 기업이 보유하지 않은 외부의 지식이나 자원에의 접근을 드는데(Matusik & Hill, 1998; Gramm & Schnell, 2001),  비정규직 활용은 직접적인 인건비만이 아니라 내부노동시장의 비효율성 감소 즉 고용 외부화의 이점(Pfeffer & Baron, 1988)을 살릴 수 있어서 비용 효율적일 수 있다. 그리고 정규직의 숙련도나 정규직 고용에 대한 규제로 인해 수요변동에 대응한 정규직 고용조정 비용이 큰 경우에 비정규직을 완충장치로 비정규직을 활용함으로써 정규직 고용조정 비용을 절감할 수 있다는 점에서도 비용 효율성이 있다(Pfeffer & Baron, 1988; Abraham, 1990; Gramm & Schnell, 2001; Houseman, 2001).

지금까지 살펴본 고령층 고용기회와 관련된 핵심 변인은 비용절감인데, 비정규직 활용도 비용절감을 낳는다면  비정규직 고령층 고용에 대해서는 비용절감을 핵심어로 하는 이연보상 가설이나 인적자본론 가설을 설명력을 갖지 못할 수도 있다. 그 동안 비정규직에 대한 선행연구들은 비정규직 고용의 주요 동기 중 하나가 비용절감이고(Gramm & Schnell, 2001),  비용절감이 비정규직 활용의 주요 동기라는 점은 국내 연구들에서도 확인되고 있다(김동배․김주일, 2002). 그리고 고령층 고용기회에 대한 기존연구는 내부노동시장이 발달된 곳에서 정규직 고령층 신규고용 기회가 줄어든다는 것인 반면 비정규직 채용은 고용관계의 외부화라는 점에서 탈내부노동시장화를 의미하기 때문에 내부노동시장에 적용되는 고령층 고용기회와 관련된 변수들은 비정규직 고령층 고용에는 적용되지 못할 수 있다.

보다 구체적으로 살펴보면 대부분의 비정규직은 호봉급 적용과는 거리가 있고, 기업특유훈련이 필요한 일자리에 비정규직을 채용하는 것도 논리에 맞지 않으며 팀제와 같은 조직유연성은 비정규직 채용과는 오히려 정(+)의 관계를 보일 수도 있다.  비정규직 고령자 고용이 고용유연화를 의미한다는 점에서 조직의 플랫화나 팀제 도입과 같은 조직유연화가 고령자 고용에 미치는 효과들도 비정규직 고령자에는 그대로 적용된다고 보기는 힘들다.  예를 들어 팀제를 실시하는 경우 정규직 근로자들의 업무간 상호의존성이 재조정되기 때문에 비정규직을 조직내로 흡수하기가 용이해진다(Uzzi & Barsness, 1998)는 주장처럼 팀제는 정규직 고령층 고용과는 달리 비정규직 고령층 고용과는 정반대의 관계를 보일 수도 있다. 그리고 만일 고령자에 대한 편견이 정규직 고령자 고용의 비용에 상당부문 기인한 근거한 것이라면 이는 비정규직 고령자 고용과는 관련성이 없을 수도 있다. 이상의 논의를 종합해서 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설5: 정규직 고령자 고용에 영향을 미치는 요인들은 비정규직 고령자 고용에는 영향을 미치지 않을 것이다.

Ⅲ. 실증분석

1. 자료

여기서 사용하는 자료는 한국노동연구원이 2005년에 실시한 [고령자 고용실태조사]이다. 동 조사의 모집단은 노동부가 100인 이상 사업장을 대상으로 매년 실시하는 임금교섭실태조사 사업체 표본인데, 2005년의 경우 모집단은 6,228개 사업장이다. 동 모집단 사업장 중 [고령자 고용실태조사]는 1,000개의 목표사업장을 무작위로 추출해서 실태조사를 실시하였는데 최종 회수된 표본은 1,035개 사업장이다. 그러나 분석에 사용되는 모든 변수들에 결측치가 없이 최종 분석에 사용된 표본은 719개이다. 표본이 대폭 감소한 이유는 다른 변수들의 결측치로 인한 것도 있지만 특히 고령층 고용지표를 작성함에 있어 고령층 고용 비중이 영(0)이거나 지난 3년간 신규채용을 실시하지 않았던 경우는 분모가 영(0)이 되어 고령층 고용지표 변수를 정의할 수 없기 때문에(정진호, 2006; 이인재, 2007) 표본에서 많이 탈락하기 때문이다. 다시 말하면 본 연구의 표본은 분석에 사용되는 모든 변수들에 결측치가 없는 경우에 한정되기 때문에 표본수가 많이 줄어든 719개 사업체이다.

2. 변수

고령자 고용지표는 정진호(2006)와 마찬가지로 3가지로 측정하였다. 첫째, 고령층고용 비율은 전체 근로자 중에서 50세 이상인 고령 근로자가 차지하는 비중으로 측정하였는데, 이는 개별 기업에서의 연령별 고용구조에 대한 정태적 지표이다. 둘째, 고령층 신규채용율은 지난 3년간 전체 신규채용 근로자 중에서 50세 이상 고령근로자가 차지하는 비중으로 측정하였는데, 이는 개별 기업에서 최근 신규채용자의 연령별 고용구조를 반영하는 동태적 지표이다. 셋째, 고령층 신규채용율을 고령층 고용비율로 나눈 고령층 고용기회지수인데, 이는 현재 고령층 고용비중 대비 신규 고령층 고용기회의 증감 정도를 나타내는 동태적 지표이다. 이인재(2007)의 경우 동 지표를 고령층 신규채용지수로 측정하여 분석하였다.

본 연구에서 사용한 자료에서는 고령층을 고령자고용촉진법의 고령자의 정의에 따라 50세 이상 연령층으로 정의하고 있다. 이러한 정의에 의하면 고령자로 정의되는 집단에 다양한 특성을 가진 계층이 포함되게 된다. 예를 들어, 60세 이상의 고령자는 산업, 직종 및 고용형태는 50세 이상 60세미만의 고령자의 그것과는 매우 다른 양상을 보일 것이며 취업결정요인도 역시 상이할 것이다. 자료에서는 고령자의 연령분포에 대한 정보가 없기 때문에 고령자의 연령계층별 분석을 시도할 수 없었지만, 이러한 분석이 고령자 고용에 관한 보다 깊이 있는 새로운 시사점을 제시하여 줄 것이라는 점은 분명하다. 이 점을 자세하게 지적해주신 익명의 논평자에게 감사드린다.

정규직과 비정규직 고령층 고용에 미치는 효과를 살펴볼 수 있는 자료는 2가지로 제한적이다. 첫째, 조사시점 현재 50세 이상 근로자 비중을 정규직과 비정규직으로 구분해서 측정하였는데, 정규직과 비정규직을 합한 전체 근로자 대비 정규직 50세 이상 고령층 비중과 비정규직 50세 이상 고령층 비중을 구분하였다. 둘째, 지난 3년간 50세 이상 고령층을 신규 채용한 경우 이를 [① 정규직만 채용 ② 비정규직만 채용 ③ 정규직과 비정규직 모두를 채용]의 3범주로 구분해서 질문하였는데, ①과  ②의 더미변수를 작성하여 분석에 사용하였다.

독립변수의 측정내역은 다음과 같다. 우선 호봉급은 전사원 대상 호봉제가 있는 경우에 1의 값을 부여한 더미변수이다. 노동부(2004, 2005)의 조사에 의하면 우리나라에서 호봉제는 연봉제나 성과배분제와 같이 결합되어 활용되는 경우가 많은데, 이러한 다른 임금제도의 효과를 제거한 호봉제의 순수효과를 살펴보기 위해서 연봉제와 성과배분제 더미변수를 통제하였다. 연봉제와 성과배분제 변수는 각각의 제도를 도입하고 있는 경우에 각 1의 값을 부여한 더미변수이다.

<표 1> 변수 내역과 기술통계

		측정내역	Mean	S.D.
고령층고용 비중(a)		전체 근로자 중 50세 이상 근로자 비중	0.189	0.170
	정규직	전체 근로자 중 50세 이상 정규직 근로자 비중	0.162	0.154
	비정규직	전체 근로자 중 50세 이상 비정규직 근로자 비중	0.027	0.089
고령층채용율(b)		3년간 신규채용인원 중 50세이상 신규채용자 비중	0.108	0.207
고령층기회지수(a/b)		고령층 채용율/고령층 고용비중	0.588	1.567
호봉제		전사원 호봉제 존재=1	0.441	0.497
연봉제		연봉제 도입=1	0.439	0.497
성과배분제		성과배분제 도입=1	0.288	0.453
인당훈련시간		지난해 근로자 1인당 공식교육훈련시간	14.364	25.776
신기술훈련		컴퓨터훈련 20%이상 실시=1	0.227	0.419
팀제		팀제 도입=1	0.520	0.500
고령층 편견		고령층 고용을 매우 또는 기피하는 편=1	0.736	0.441
규모		근로자 수의 로그값	5.429	0.811
노동조합		노동조합 조직=1	0.569	0.496
회사 업력		2006-회사설립녀도	24.567	16.042
시장수요		시장수요 감소=1	0.346	0.476
노동시장		청년층 신규채용 곤란=1	0.259	0.438
광공업		각 산업 더미 (준거=광공업)	0.424	0.495
전기가스수도			0.029	0.169
도소매음식숙박			0.045	0.206
운수통신			0.175	0.380
금융보험			0.042	0.200
부동산임대사업서비스			0.092	0.289
기타서비스			0.193	0.395

주: N=717.

인적자본론 가설과 관련된 교육훈련 변수로는 지난해 1인당 연평균 교육훈련 시간과 컴퓨터 등 전산훈련시간의 비중 변수를 작성하였다. 전산훈련의 비중은 지난해 전체 교육훈련시간에서 컴퓨터 등 전산훈련시간이 차지하는 비중이 20% 이상인 경우에 1의 값을 부여한 더미변수이다. 조직유연화 즉 조직구조 플랫화의 지표인 팀제는 현재 팀제를 도입하고 있는 경우에 1의 값을 부여한 더미변수이다. 고령층에 대한 편견은  ‘중고령 인력 고용에 대한 귀사업장의 전반적인 정책은 어떻습니까?(4점 척도)’에 ① 매우 꺼린다 ② 꺼리는 편이다에 응답한 경우에 1의 값을 부여한 더미변수이다.

변수의 정확한 의미는 중고령층 채용기피 여부인데, 이것이 고령층에 대한 편견인지 아니면 합리적 근거에 입각한 정향성이나 정책인지에 대해서는 논란의 여지가 있을 수 있다. 사실 이와 관련해서는 아직도 해결되지 않은 매우 많은 논점들이 존재하지만(Taylor & Walker, 1998, 2003), 중고령층 고용기피 정책이 중고령층에 대한 편견과 불가분의 관계가 있는 것으로 볼 수 있기 때문에 본 연구는 이를 중고령층에 대한 편견의 지표로 보고자 한다.

통제변수 작성 내역은 다음과 같다. 사업장 규모는 정규직과 비정규직을 포함한 전체 근로자 숫자인데 로그 값을 취하여 분석에 사용하였다. 노동조합은 해당 사업장에 노동조합이 조직되어 있는 경우에 1의 값을 부여한 더미변수이고, 업종은 7개 산업분류를 사용하되 광공업을 준거로 나머지 6개 산업 더미변수를 분석에 투입하였다. 제품시장과 노동시장 요건도 고령층 고용에 영향을 미칠 수 있다. 제품시장 특성은 시장수요가 감소하고 있는 경우에 1의 값을 부여한 더미변수를 작성하였고, 노동시장 특성은 인력을 채용하는 경우 지원자가 적어 청년층을 신규채용하기 곤란하다에 응답한 경우에 1의 값을 부여한 더미변수를 작성하였다. 분석에 사용한 자료의 측정 및 기술통계치는 <표 1>과 같다.

<표 2>는 변수간 피어슨 상관계수를 정리한 것이다. 우리의 관심사인 호봉제, 훈련관련 변수, 팀제, 고령자에 대한 편견과 고령자 고용 지표간 관계를 살펴보면 다음과 같다. 우선 호봉제는 고령층 고용비중(-0.125, p<.001), 정규직 고령층 고용비중(-0.136, p<.001), 고령층 신규채용율(-0.165, p<.001)과 유의한 부(-)의 관계를 보인다. 훈련시간은 고령층 고용비중(-0.101, p<.01), 정규직 고령층 고용비중(-0.137, p<.001)과 신기술훈련은 고령층 고용비중(-0.190, p<.001), 정규직 고령층 고용비중(-0.187, p<.001), 고령층 신규채용율(-0.117, p<.01)과 유의한 부(-)의 관계를 보인다. 팀제 도입과 고령자에 대한 편견은 모두 고령층 고용비중(p<.001), 정규직 고령층 고용비중( p<.001), 고령층 신규채용율과 유의한 부(-)의 관계를 보이고 있다. 이처럼 상관계수만으로 보면 가설1에서 가설4까지를 기각하지 못한다. 한편 호봉제, 훈련관련 변수, 팀제, 고령자에 대한 편견이 정규직이 관련된 고령자 고용지표와 통계적으로 유의한 부(-)의 관계를 보이는 것과는 대조적으로 비정규직 고령층 고용비중과는 하나도 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않고 있어 상관계수만으로 보면 가설5도 기각하기 어렵다. 그러나 다른 변수의 영향력을 통제한 후 변수간 보다 엄밀한 관계를 살펴보기 위해 회귀 분석을 실시하기로 한다.

<표 2> 변수간 상관관계

	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15	16
1고용비중(전체)
2고용비중(정규)	0.856
3고용비중(비정)	0.436	-0.093
4채용비율	0.489	0.364	0.308
5고용기회지수	-0.012	-0.025	0.019	0.644
6호봉제	-0.125	-0.136	-0.004	-0.165	-0.070
7연봉제	-0.176	-0.220	0.045	-0.009	0.096	-0.216
8성과배분제	-0.210	-0.203	-0.051	-0.135	-0.051	-0.033	0.155
9훈련시간	-0.101	-0.137	0.045	-0.046	-0.027	0.025	0.132	0.055
10신기술훈련	-0.190	-0.187	-0.042	-0.117	-0.028	0.101	0.156	0.155	0.271
11팀제	-0.267	-0.278	-0.032	-0.170	-0.002	0.073	0.273	0.205	0.148	0.208
12고령자편견	-0.281	-0.294	-0.030	-0.227	-0.053	0.138	0.041	0.082	0.062	0.151	0.207
13노동조합	0.147	0.196	-0.058	0.063	-0.007	-0.007	-0.089	0.002	-0.035	-0.005	-0.038	-0.044
14회사업력	0.141	0.178	-0.038	0.019	-0.013	0.078	-0.117	-0.051	-0.058	0.010	-0.078	0.012	0.284
15시장점유율	0.145	0.150	0.018	0.125	0.076	-0.040	-0.103	-0.146	-0.099	-0.087	-0.155	-0.041	0.244	0.210
16노동시장	0.181	0.233	-0.057	0.198	0.089	-0.090	-0.171	-0.081	-0.114	-0.198	-0.189	-0.179	-0.024	0.028	0.177
17로그규모	-0.063	-0.114	0.076	-0.068	-0.053	0.069	0.131	0.093	0.174	0.128	0.196	0.088	0.181	0.081	-0.090	-0.222

주: ｜r｜>=0.125, p<.001, ｜r｜>=0.096, p<.01, ｜r｜>=0.073, p<.05.(two-tailed), (N=717).

3. 가설검증

<표 3>은 전체근로자를 대상으로 가설1-4을 검증하기 위해 3가지 고용지표에 대한 회귀분석을 실시한 결과이다. 고령층 고용비중은 선형회귀분석을 실시하였지만 고령층 신규채용율과 고용기회지수는 좌측 절단 값이 많기 때문에 이런 경우에 실시하는 토빗 회귀 분석을 실시하였다. 분석결과를 보면 가설4의 고령자에 대한 편견이 3가지 지표 모두와 유의한 부(-)의 관계를 보이고 있다. 고령층에 대한 편견은 노동시장 및 사회경제 시스템속에 제도화된 연령차별적 태도 및 관행을 의미하는데(Taylor & Walker, 1998, 2003), 분석결과 이는 고령층 고용비중, 고령층 신규채용율, 그리고  고령층 고용기회 지수와 모두 통계적으로 유의한 부(-)의 관계를 보인다. 앞서 언급한 바와 같이 본 연구에서 측정한 고령층 편견에 대한 해석의 여지를 감안하여 강한 주장은 유보해야 하지만, 이상의 분석결과는 고령층 고용이 이른바 고령층에 대한 편견과 밀접한 관련성이 있을 수 있다는 점을 시사한다.

가설1의 호봉제 변수는 고령층 고용비중 및 고령층 신규채용율과는 유의한 부(-)의 관계를 보이고 고령층 고용기회지수와는 계수의 부호는 부(-)이지만 통계적으로 유의하지 않다. 이 분석결과는 2005년 [임금구조기본통계조사] 기업체 및 개인자료를 결합한 자료를 사용하여 근속급 피치가 고령층 고용비중, 신규채용율, 고령층 고용기회지수에 미치는 효과를 분석한 정진호(2006)의 분석결과와 동일하다. 그리고 이는 이연보상과 고령층 고용기회간에 일관되게 부(-)의 관계를 발견해왔던 외국의 선행연구들(Hirsh et al., 2000; Heywood et al, 1999; Hu, 2003)들과 맥락을 같이 한다. 특히 경직적으로 운영되는 호봉급은 고령층 고용을 저해하는 요소일 수 있다는 점을 시사한다고 하겠다.

가설2의 인당 훈련시간은 고령층 고용지표 3개와 모두 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않고 신기술 훈련은 고령층 고용비중과 유의한 부(-)의 관계를 보이지만 나머지 고용지표와는 통계적으로 유의한 관계가 나타나지 않는다. 인적자본이론에 입각하면 기업특유훈련을 제공하는 기업들은 이에 소요되는 고정비를 절감하거나 투자회임 문제로 인해 위해 젊은 층을 장기고용하는 것이 합리적이기 때문에 고령층 고용을 기피하게 된다. 그리고 외국의 연구들에 의하면 고령층은 학습이나 적응능력이 상대적으로 떨어지기 때문에 기술변화나 기술혁신으로 인한 신기술훈련과 고령층 고용간에는 부(-)의 관계가 나타난다(Hutchens, 1988; Hirsh et al., 2000). 본 연구에서 훈련의 성격을 일반훈련과 기업특유훈련으로 구분하지 않았다는 문제점은 있지만 인당훈련시간이 고령층 고용과 유의한 관계를 보이지 않고, 신기술훈련의 지표인 전산훈련더미 변수도 고령층 고용비중과 유의한 부(-)의 관계만 보이고 있어 대체로 가설2는 지지를 받지 못하고 있다.

가설3의 팀제는 고령층 고용비중과 유의한 부(-)의 관계를 보이지만 나머지 지표와는 통계적으로 유의한 관계가 나타나지 않는다. 팀제는 조직구조의 플랫화는 고령층 고용과 부(-)의 관계를 갖는다(Taylor & Walker, 1998, 2003)는 주장을 검증하기 위한 것이었는데 분석결과는 고령층 고용비중과 유의한 부(-)의 관계를 보일뿐 나머지 두 고용지표와는 유의한 관계를 보이지 않고 있다.

<표 3> 전체근로자 분석결과

	고령층고용비중 (OLS)			고령층 신규채용율 (Tobit)			고령층 고용기회지수 (Tobit)
	B		S.E.	B		S.E.	B		S.E.
상수	0.236	***	0.043	-0.197	*	0.110	-1.977	**	0.874
호봉제	-0.023	*	0.012	-0.074	**	0.031	-0.352		0.247
연봉제	-0.031	**	0.013	0.051		0.032	0.676	***	0.252
성과배분제	-0.043	***	0.013	-0.041		0.033	-0.184		0.259
인당훈련	0.000		0.000	0.000		0.001	-0.003		0.005
신기술훈련	-0.030	**	0.014	-0.037		0.037	-0.137		0.295
팀제	-0.034	***	0.013	-0.040		0.032	0.018		0.258
고령자 편견	-0.061	***	0.014	-0.110	***	0.033	-0.510	*	0.261
규모	-0.003		0.008	0.027		0.019	0.161		0.152
노조	0.019		0.013	-0.021		0.033	-0.237		0.264
업력	0.001	***	0.000	0.000		0.001	0.001		0.007
제품시장	0.004		0.013	0.009		0.032	0.141		0.254
노동시장	0.028	**	0.014	0.133	***	0.034	0.865	***	0.270
F/Chi Square	13.8***			143.8***			64.9***
Adj.R2/LL	0.244			-304.5			-990.9
N	719

주: 산업가변수를 통제. *p<.1,  **p<.05,  ***p<.01(양측검증).

<표 4>는 가설5와 관련해서 정규직과 비정규직 고령층 고용 영향요인을 구분한 분석결과이다. 정규직 고용비중은 선형회귀분석을 실시하였지만 비정규직 고령층 비중은 좌측 절단 값으로 인해 토빗 분석을 실시하였다. 우선 고령층 고용비중에 영향을 미치는 요인을 정규직과 비정규직으로 구분해서 살펴본 결과 호봉제, 팀제, 고령층 편견은 정규직 고용비중과는 유의한 부(-)의 관계를 보이나 비정규직 고용비중과는 통계적으로 유의한 관계가 나타나지 않아서 가설5를 기각하지 못하고 있다.

<표 4> 정규직과 비정규직 비교

	고령층 고용비중						고령층 신규채용 여부
	정규직(OLS)			비정규직(Tobit)			정규직만(Logit)			비정규직만(Logit)
	B		S.E.	B		S.E.	B		S.E.	B		S.E.
상수	0.240	***	0.038	-0.263	***	0.054	-1.021		0.847	-5.478	***	0.864
호봉제	-0.018	*	0.011	0.004		0.015	-0.476	**	0.235	0.124		0.254
연봉제	-0.036	***	0.011	0.021		0.015	-0.111		0.243	0.422	*	0.249
성과배분제	-0.037	***	0.011	-0.008		0.016	-0.382		0.265	0.252		0.246
인당훈련시간	0.000		0.000	0.000		0.000	-0.007		0.006	0.002		0.004
신기술훈련	-0.016		0.013	-0.015		0.017	-0.175		0.324	-0.050		0.264
팀제	-0.029	**	0.011	0.004		0.015	-0.509	**	0.245	0.511	*	0.261
고령자 편견	-0.053	***	0.012	0.003		0.017	-0.711	***	0.225	0.835	**	0.331
규모	-0.010		0.007	0.023	***	0.009	0.132		0.152	0.285	**	0.138
노조	0.029	**	0.011	0.009		0.016	-0.743	***	0.276	0.335		0.258
업력	0.001	***	0.000	0.001		0.000	-0.002		0.007	0.009		0.007
제품시장	-0.008		0.011	0.022		0.015	-0.512	**	0.256	0.149		0.252
노동시장	0.036	***	0.012	-0.011		0.018	0.802	***	0.235	0.141		0.298
F/Chi Square	17.7***			71.2***			164.8***			50.9***
Adj.R2/-2LL	0.296			130.9			587.3			539.8
N	719

주: 산업가변수를 통제. *p<.1,  **p<.05,  ***p<.01(양측검증).

다음으로 지난 3년간 고령층을 채용한 경우 정규직만 채용한 경우와 비정규직만 채용한 경우를 설명하는 요인에 차이가 있는지를 살펴봄으로써 정규직-비정규직 고령층 고용 영향요인에 차이가 있는지를 간접적으로 살펴보았다. 동 변수의 작성과 관련해서 지난 3년간 50세 이상 고령층 신규채용을 실시한 사업장은 47.1%인데, 그 중 정규직 고령층만 채용한 경우는 21.7% 그리고 비정규직 고령자만 채용한 경우는 14,3%이며 나머지는 정규직과 비정규직을 함께 채용한 것으로 나타났다. 여기에서 지난 3년간 정규직 고령층 및 비정규직 고령자만 채용한 경우의 더미변수 2개를 작성해서 분석하였다. 여기서 정규직 고령층 신규채용 더미변수의 준거범주는 과거 3년간 고령층 신규채용을 하지 않았던 경우나 비정규직 고령층 신규채용을 실시했던 경우를 포함하며, 비정규직 고령층 신규채용 더미변수도 과거 3년간 고령층 신규채용을 하지 않았던 경우나 정규직 고령층 신규채용을 실시한 경우를 포함한다.

고령층 고용기회에 대한 외국 연구들은 장기고용을 전제하는 내부노동시장이 발달되어 있을 경우 젊은 근로자를 고용해서 장기고용하는 것이 고령층을 중도에 고용하는 것보다 더 합리적이라는 것이 핵심 명제이다. 따라서 내부노동시장이 적용되지 않는 비정규직 근로자에 대해서는 동일한 예측이 가능하지 않을 것이라는 점을 검증하기 위한 것이 가설5이다. 우리는 비정규직은 호봉급이나 기업특유훈련과는 거리가 멀고 팀제와 같은 조직유연화와는 오히려 정(+)의 관계를 가지며 따라서 고령층에 대한 편견의 대상에서도 제외될 수 있다는 점에 착안해서 가설5를 설정하였다.

분석결과를 보면 우리의 관심사인 주요 독립변수인 호봉제, 팀제, 고령층에 대한 편견은 정규직 고령층 채용과는 유의한 부(-)의 관계를 보이지만 비정규직 고령층 채용과는 반대로 정(+)의 관계를 보이며 이중 팀제와 고령자에 대한 편견은 통계적으로 유의한 결과를 보인다. 규모나 노동시장과 같은 일부 통제변인들이 부호의 방향은 동일하게 나타나는 것을 감안할 때 주요 독립변수들의 부호의 방향이 반대로 나타나고 있어 가설5를 기각하기 힘들다.

여기에 보고하지 않았지만 고령층 신규채용을 하지 않은 경우, 정규직만 신규채용한 경우, 비정규직만 신규채용한 경우, 정규직과 비정규직을 함께 신규채용한 경우의 4집단을 구분하고 다항로짓 (multinomial logit)분석을 실시한 결과도 여기에 보고한 정규직 신규채용만 한 경우 그리고 비정규직 신규채용만 한 경우의 로짓 분석결과와 대부분 차이가 없었다.

Ⅳ.  요약 및 논의

한국노동연구원이 2005년에 실시한 [고령자 고용실태조사]자료를 사용해서 고령자 고용 영향요인을 분석한 결과는 다음과 같다. 우선 전체 근로자를 대상으로 한 분석결과는 외국의 선행연구나 국내의 정진호(2006) 및 이인재(2007)의 연구결과와 크게 다르지 않다. 고령자에 대한 편견은 3가지 고령자 고용지표 모두와 유의한 부(-)의 관계를, 호봉제는 고령층 고용비중 및 고령층 신규채용율과 유의한 부(-)의 관계를, 신기술 훈련과 팀제는 고령층 고용비중과 유의한 부(-)의 관계를 보인다. 그러나 정규직과 비정규직을 구분해서 살펴본 결과는 사뭇 다르다. 호봉제, 팀제, 고령층에 대한 편견은 정규직 고용비중과는 유의한 부(-)의 관계를 보이나 비정규직 고용비중과는 통계적으로 유의한 관계가 나타나지 않고, 호봉제, 팀제, 고령층에 대한 편견은 정규직 고령층 채용과는 유의한 부(-)의 관계를 보이지만 비정규직 고령층 채용과는 오히려 정(+)의 관계를 보이고 있다.

이상의 분석결과가 갖는 함의는 무엇인가? 우선 이론적 측면에서 지금까지 연구된 고령층 고용의 영향요인은 정규직 고령층 고용을 잘 설명하지만 비정규직 고령층 고용에 대해서는 설명력이 없을 수 있다는 점이다. 외국의 선행연구에서 주로 활용되는 이연보상이나 인적자본론에 입각한 설명은 모두 장기고용을 전제로 정규직 고령층 고용기피를 비용 절감 차원에서 설명하는데, 장기고용과는 정반대로 고용 외부화의 이점을 누리기 위해 활용하는 비정규직 고령층 고용에 대해서는 이러한 설명이 적용되지 못할 수 있다. 주로 정규직에 적용되는 이연보상이나 기업특유훈련에 대한 투자는 비정규직 고령층 고용과는 관계가 없을 수도 있다. 조직유연화가 정규직 고령층 고용과는 부의 관계가 있을 수 있지만 비정규직 고령층 고용은 그 자체가 고용유연성을 의미하므로 총 유연성 차원에서 보면  양자가 상호 조화될 수도 있기 때문에, 조직유연화의 지표중 하나인 팀제와 비정규직 고령층 고용은 양립할 수도 있다. 고령층에 대한 편견의 경제적 토대가 정규직 고령층 고용의 비효율성에 있다고 가정한다면 이는 비정규직 고령층에는 해당되지 않을 수도 있다. 따라서 지금까지 고령층 고용에 영향을 미치는 요인으로 거론되어 왔던 변수들은 정규직 고령층 근로자 고용으로 한정해서 해석하는 것이 바람직 할 것이다.

본 연구는 고령층 고용유지 및 확대와 관련해서 어떤 정책적 함의를 제시할 수 있는가? 고령층 고용유지나 확대와 관련 호봉급과 신기술 적응훈련을 중심으로 몇 가지 정책함의를 제시하면 다음과 같다. 우선 정규직 고령층 고용유지 및 확대를 위해서 호봉급의 지나친 경직성은 완화할 필요가 있을 것이다. 본 연구는 호봉급이 고령층 고용에 미치는 효과를 고령층 고용기회와 부(-)의 관계가 있는 이연보상 논리만이 아니라 우리나라의 경우 경직적 호봉급으로 고령층을 퇴출시킬 유인도 크게 작용하기 때문인 것으로 보았다. 전자 즉 이연보상이 고령층 고용기회와 부(-)의 관계를 갖는다는 것은 내부노동시장이 발달한 곳에서는 청년층을 장기 고용하는 것이 합리적이기 때문에 고령층 고용기회가 줄어든다는 명제와 등치할 수 있고, 만일 이러한 내부노동시장이 경제적 합리성을 갖는다면 고령층 고용기회를 확대하기 위해서 내부노동시장을 약화시켜야 한다는 주장은 무리일 수도 있다.

그러나 후자 즉 우리나라의 경직적 호봉급은 이연보상 논리만이 아니라 서두에 지적한 것처럼 지나친 경직성으로 근속증가에 따라 생산성과 임금간 괴리를 더욱더 증폭시켜 기업의 고령층 퇴출 유인을 증가시킬 수 있다는 점에서 보면 고령층 고용유지 및 확대를 위해 경직적 호봉급을 개선할 필요가 있다는 주장은 설득력이 있다. 비록 실증연구에서 두 가지 효과를 분리할 수는 없었지만 현실적으로는 두 가지의 힘이 복합적으로 작용한다고 보는 것이 타당할 것이다. 임금피크제(김정한, 2003)를 통해 고령자 고용연장을 추구하는 것은 경직적 호봉급을 개선하여 고용자 고용을 확대하는 대표적인 예라고 할 수 있다.

다음으로 내부노동시장의 경제적 합리성을 전제한다면 기업특유훈련과 고령층 고용기회간의 부(-)의 관계에 대해서도 별다른 정책함의를 제시하기는 곤란하지만, 신기술훈련과 관련해서는 정책적인 주목이 필요한 것으로 보인다. 고령층 고용유지나 고용창출이 개인의 노동권만이 아니라 국가 재정적 측면에서나 기업측면에서도 필요하다면 기술변화에 따른 재적응훈련에 주목할 필요가 있다는 것이다. 고령층의 낮은 학습․적응능력이 기회의 부족에 기인하는 것인지 아니면 신체적 조건에 기인하는 것인지에 대해서 단정적인 결론을 내릴 수 없다는 지적(Taylor & Walker, 2003)과 같이 고령층의 신기술 적응이 반드시 육체적 능력만의 문제는 아닐 수도 있기 때문에 기회제공 차원에서 체계적인 재훈련을 실시하거나 이에 대한 지원을 제공할 필요가 있을 것이다. 그리고 조직유연화와 고령층에 대한 편견도 정규직 고령층 고용을 저해하는 요인으로 나타났는데 지나치게 경직적인 연공급의 개선과 중고령 인력에 대한 체계적인 경력개발이 뒷받침 된다면 조직유연화가 연령 중립적으로 이루어질 토대를 마련할 수 있겠고, 급속한 고령화의 진척과 고령층 고용유지 및 확대를 위한 사회전반적인 분위기가 형성되면 고령층 고용에 대한 편견도 줄어들 수 있을 것이다.

마지막으로 고령층 고용의 영향요인이 고용형태별로 차이가 있다는 점은 어떤 정책함의를 갖는가? 본 연구의 결과를 가장 단순하게 표현하면 어느 정도 내부노동시장이 발달한 경우에는 고령층 고용은 비정규직 일자리에 집중되는 경향이 있다는 점이다. 실제로 일본의 경우 국민연금수급 개시연령 이후 고령층 일자리는 비정규직 일자리가 대부분이고(김정한, 2003), 구미국가의 경우에도 고령층의 경우 파트타임으로의 전환 등을 통한 단계적 퇴직 관행(Schmähl, 2003)이 있다는 점을 감안하면 이는 전혀 현실성이 없는 함의는 아니다. 문제는 국민연금수급 개시연령 이전 고령층 일자리 기회일 것인데,  이 연령대의 고령층 정규직 일자리 기회를 확대하기 위해서는 지금까지 검토한 바와 같이 정규직 고령층 고용으로 인한 비용을 절감하는 방향으로의 임금, 훈련 등에 있어서의 개선이 필요할 것이다.

본 연구는 많은 한계를 안고 있다. 우선 정규직과 비정규직 신규채용비율에 대한 자료가 없어 이를 분석하지 않았는데, 추후 이런 자료에 근거한 보강 연구가 필요하다. 자료가 허용한다면 호봉급이 고령층 고용에 미치는 효과에 대해서도 일반적인 이연보상계약의 효과와 경직적 호봉급으로 인한 고령층 퇴출효과를 분리해서 분석할 필요가 있다. 나아가 고용형태나 전문직 비정규직-단순 비정규직과 같이 비정규직 내부의 질적 차이를 감안하지 못한 것도 본 연구의 한계이다. 예를 들어 경직적 호봉제로 인해 단순 업무에 비정규직을 고용해서 인건비를 절감하려는 시도도 있겠지만, 반대로 높은 시장임금을 주고 전문직을 고용하려하는 경우에도 경직적 호봉급을 피해 비정규직으로 고용할 수도 있기 때문에 비정규직의 질적 차이를 고려하는 것은 매우 중요한 의미를 갖는다. 이상과 같은 여러 가지 한계들 및 미처 생각하지 못한 연구의 한계들을 감안해서 추후 보다 엄밀한 연구 설계와 적합한 자료를 사용한 보다 심층적인 연구들이 진행될 필요가 있을 것이다.

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Antecedents of Hiring Older Workers: Comparison of Standard and Non-standard Workers

Dong-Bae Kim․Injae Lee․Junghan Kim

ABSTRACT

Using survey of Korean establishment carried out by Korea Labor Institute in 2005, this study explores the antecedents of hiring older workers. Previous studies have found that many firms employed older workers but did not hire older workers, and delayed compensation and human capital theory was the two broad rationales for the tendency of firms to hire predominantly younger workers. Does this tendency of firms hiring behavior apply to non-standard older workers? We found that delayed compensation, training, organizational restructuring, and agism were negatively related with hiring older workers, and these results are roughly consistent with empirical evidences found in previous studies. But when we distinguished between standard and non-standard older workers, the antecedents which were negatively related with hiring standard older workers did not affected hiring non-standard older workers. Finally, we suggested theoretical and policy implications.

Keywords:  Job Opportunities of Older Workers,, Delayed Compensation, Non-standard Workers, Team