1. 연구 배경

한국 노동시장을 수식하는 용어 중 하나는 만연한 장시간 근로이다. 북유럽 국가들은 물론, 프랑스나 영국에서도 1970년 이전에 도달한 근로자 연평균 근로시간 2,000시간 이하 수준을 한국은 2018년에 들어서야 이뤄냈다. 국제 비교 관점에서 한국 근로자들의 근로시간은 여전히 긴 편으로, 2021년 기준 1,910시간으로 OECD 국가 평균 1,716시간을 상회할 뿐 아니라, OECD 38개국 중 세 개국, 멕시코(2,128시간), 코스타리카(2,073시간), 칠레(1,916시간)에 이어 4위이다(OECD stat). 그간 노동계에서는 꾸준히 근로시간 단축을 요구해왔고, 이러한 노력이 일정 부분 성과를 거두어 두 차례의 근로시간 단축제 도입으로 이어졌다.

첫 번째는 2003년 「근로기준법」 개정을 통한 주 40시간 근로제의 시행이다. 이는 주간 법정 근로시간을 44시간에서 40시간으로 줄인 것으로, 흔히 알려진 하루 8시간, 주 5일 근무제이다. 이는 1980년대 후반부터 평균 노동시간이 전반적으로 축소되는 가운데, 외환위기 이후 기업이 일자리 나누기의 하나로 노동시간 단축을 채택하면서 통과된 것이다(이정아, 김수현, 2014). 사실, 당시의 개혁은 주간 근로 일수 자체를 줄인 것은 아니어서 엄밀한 의미에서 주 5일제로 부르는 것이 적합하지 않다. 다만, 당시 정부가 공공부문과 학교 등을 대상으로 토요일 휴무제를 병행함에 따라, 이를 기점으로 민간 부문에서도 점차 주 5일제가 정착되기 시작했다. 이 때문에 당시의 개혁이 흔히 주 5일제 개혁으로 불린다.

주 40시간 근로제는 1998년 2월부터 추진되어, 2004년에 이르러 기업 규모에 따라 점진적으로 시행되었다. 2004년 7월 1일에는 금융보험업과 정부투자기관 및 지방공기업, 상시 근로자 1,000명 이상 사업장에서 주당 근로시간을 40시간으로 줄임과 동시에 시범적으로 토요 휴무제를 도입했다. 이듬해 7월 1일부터는 상시 근로자 300인 이상 1,000인 미만 사업장, 2006년 7월 1일부터는 상시 근로자 100인 이상 300인 미만, 2007년 7월 1일부터는 상시 근로자 50인 이상 100인 미만 사업장, 그리고 2008년 7월 1일부터는 근로자 20인 이상 50인 미만 사업장에 적용했다. 이와 더불어, 2005년부터 2012년까지 학교에서 매달 1회에서 시작해 격주, 매주 토요일에 쉬는 것으로 점차 주 5일 근무제를 정착시켜갔다. 그리고 근로자 5인 이상 20인 미만 사업장은 법령 개정 당시 “2011년을 초과하지 아니하는 기간 이내에서 대통령령이 정하는 날”에 시행하기로 하고, 이후 대통령령에 의거, 2011년 7월 1일부터 주 40시간 근로제를 시행했다.

두 번째는 2018년 주 52시간 근로상한제를 실시한 것이다. 이는 2017년 당시 정부가 국정과제인 ‘휴식 있는 삶을 위한 일·생활의 균형 실현’을 위해 “연간 근로시간 1,800시간대 도달을 명시하고 주 최대 52시간 근로 법제화 및 제도 개선을 추진”(김난주, 2022, p.146)한 것에 따른다. 이는 앞선 2003년의 「근로기준법」 개정으로 주 40시간 근무가 법제화되었지만, 특례 및 예외 조항들로 근로시간이 충분히 단축되지 못했음에 대한 반성에서 추진된 것이다. 특히, 휴일근로를 연장근로에 포함하지 않는다는 고용부의 행정 해석에 기초해, 휴일을 제외한 주 근로시간 52시간에 휴일근로 16시간을 더해 최대 추 68시간 일하는 것이 가능하였던 기존의 관행을 타파하고자 한 것이다. 이에 2018년부터는 주의 단위를 휴일을 포함한 7일로 명시하여 최대 68시간까지 가능하던 주 최대 허용 근로시간을 휴일 근로를 포함한 52시간으로 규정하고, 근로시간 특례업종을 축소하는 것을 골자로 하는 개혁을 추진했다.1)

주 52시간 근로상한제도 주 40시간 근로제 도입과 마찬가지로 사업장의 규모에 따라 점진적으로 도입되었다. 2018년 7월 특례업종 5개를 제외한 상시 근로자 300인 이상을 사용하는 사업장에서 시작해, 이듬해에는 보건업 등의 특례 제외 업종, 그리고 2020년 1월에는 상시 근로자 50인에서 300인 미만 사업장, 2021년 7월부터는 상시 근로자 5인 이상 50인 미만 사업장에 적용했다. 다만, 2022년 12월 31일까지 상시 근로자 5인 이상 30명 미만 사업장에는 특별연장근로를 한시적으로 허용하였다. 한편, 현 정부는 주 52시간 근로상한제의 유연한 적용을 추진 중이다. 해당 정책의 기본적인 골자는 노사가 합의하면 주 평균 연장근로를 12시간까지 가능하게 하여, 기존에 주 최대 연장근로시간을 설정한 방식보다 탄력적으로 일할 수 있게 한다는 취지이다.

2. 연구 목적

이 연구는 한국에서 단행된 두 차례의 근로시간 단축제가 임금 근로자의 삶과 직업 만족에 미친 영향을 규명하는 것을 목적으로 한다. 그간 한국의 근로시간 단축제 도입은 일종의 유사 자연 실험 상황으로, 실증 연구에서도 그것의 영향을 분석하는 연구들이 꾸준히 진행되어왔다. 그러나 기존 연구에서는 제도 도입의 초기 효과에 집중하여, 제도의 전반적인 효과를 총체적으로 검토하지 못했다. 달리 말하면, 제도 시행이 단계적으로 이루어졌다는 점이 충실하게 고려되지 않아, 기업 규모별 성과의 차이가 조명되지 못하였다. 이는 특히 방법론적 한계로 정책 도입이 여러 해에 걸쳐 정책이 점진적으로 도입된 경우를 반영하기 어려웠기 때문이다. 게다가 지금까지 근로시간 단축제의 고용 효과 등을 살피는 연구가 꾸준히 수행되어 왔으나, 제도의 궁극적인 목적인 삶의 만족에 미친 영향을 충분히 검토되지 못하였을 뿐 아니라, 그 결과도 일관되지 않다.

이에 이 연구에서는 한국의 근로시간 단축제의 시행, 주 40시간 근로제와 주 52시간 근로상한제2)가 임금 근로자의 삶의 만족에 미친 영향을 실증적으로 살펴본다. 이때, 정책 대상별 적용 시기가 차등적인 상황에서도 유효한 추정치를 도출할 수 있는 이질성에 강건한 이중 차이 분석(heterogeneity-robust DID) 방법을 적용해 근로시간 단축의 효과를 검증하고자 한다. 이를 통해, 근로시간 단축제의 초기만이 아닌 총체적인 영향을 망라하여 장·단기 효과를 분석하고, 제도 도입 시기에 따른 정책 집단별 효과를 비교 검토한다. 아울러, 이론적으로 근로시간 단축과 근로 일수의 감축이 상이한 효과를 가질 수 있다고 지적되나, 이 차이를 고려한 연구가 진행되지는 못했다. 이에, 주 40시간 근로제의 영향은 전체 사업장과 더불어, 근로시간 단축제 시행과 주 5일제를 병행한 사업장에서의 변화 역시 살핀다.

1. 근로시간 단축제와 노동자의 삶과 직업 만족도

근로시간이 줄어드는 것은 근로자의 삶과 직업 만족에 긍정적인 영향을 미칠 것으로 기대된다. 왜냐하면, 장시간 근로는 그 자체로 스트레스를 유발하기 때문이다(김현우, 홍남수, 2022; Park, Yi & Kim, 2010). 그리고 일하는 시간이 과도하게 길면 피로 해소 시간을 충분히 갖지 못한다(이경재, 김주자, 2008). 이 때문에 소진되기 쉽고(성윤지, 전인, 2019), 장시간 근로가 만연한 사업장에서는 산업재해가 잦다(이주영 외, 2014). 근로시간이 늘어나는 것은 삶의 만족도를 구성하는 다른 요인들에도 영향을 준다. 대표적인 것이 건강인데, 장시간 근로는 신체와 정신 건강에 악영향을 미친다(김기웅 외, 2012; 박윤희, 채덕희, 김수희, 2017; 정연, 김수정, 2021). 게다가 과도하게 일에 매달려야 한다면, 일·가정 양립이 쉽지 않다. 장시간 근로에 노출된 근로자들은 자주 일과 가정생활의 병행에 어려움을 느끼고, 이것이 삶의 만족을 낮춘다(정우진, 김현정, 정재훈, 2014; 최혜진, 2019). 또한, 오래 일하는 근로자들의 이직 의사가 크다는 점에서도 짐작할 수 있듯이(정우진, 김강식, 2014; 성윤지, 전인, 2019), 장시간 근로는 일에서의 만족감 역시 낮춘다(성윤지, 전인, 2019). 그래서 기존 연구들에서는 근로시간 증가가 삶의 만족도에 부정적인 영향을 미친다는 사실을 실증적으로 보였다(주은선, 2016; 이미영, 이홍직, 안수경, 윤수인, 최순례, 윤승태, 2019; 윤수인, 이홍직, 2020; Song & Lee, 2021).

이상과 같은 장시간 근로의 부정적 영향을 고려하면, 근로시간 단축제의 시행이 근로자들의 삶의 만족도를 높일 것이라 쉬이 생각하게 된다. 그러나 근로시간 단축의 영향을 단정적으로 이야기하기는 어렵다. 근로시간 단축제 도입 이후 근로시간의 감소와 그에 따른 소득 변동의 양상이 불분명하기 때문이다. 구체적으로 근로시간 단축제가 도입된다고 해서 근로자들이 근로시간을 줄이지 않을 가능성 역시 크다. 부연하면, 근로시간 단축으로 생긴 잔여 시간에 충분한 휴식을 취하거나, 가족과 보내는 시간을 늘려 삶의 만족도가 높아질 여지가 있지만(Brown & Hamermesh, 2019, p.76), 늘어난 시간을 추가 급여를 얻기 위한 더 많은 노동으로 대체할 경우 근로시간이 실질적으로 줄지 않아 삶의 만족에 미치는 영향이 나타나지 않을 수도 있다(Brown & Hamermesh, 2019, p.76). 뿐만 아니라, 실질 노동시간과 희망 노동시간이 일치하면 장시간 근로에도 근로환경에 대한 만족도가 부정적이지 않을 수 있다는 점(김준영, 2016)을 고려하면, 기꺼이 더 일해 소득을 늘리려는 이들이 있을 수 있다. 이 경우에는 소득 증가와 더불어 근로시간이 늘어날 소지가 있어 근로자의 삶의 만족에 미치는 영향을 단언하기 어렵다.

더구나 이런 영향이 복잡해지는 것은 대개 법정근로시간을 초과하는 연장 근로시간에 대해서는 통상임금보다 높은 수준의 임금을 지급하기 때문이다. 한국의 「근로기준법」도 마찬가지로, 노사 간 합의에 따라 연장근로가 가능한데, 소정근로시간을 넘어서는 초과 노동시간에 대해서는 통상임금에 일정 비중을 가산하여 지급하도록 규정한다(근로기준법, 제56조). 특히, 2018년에는 8시간을 초과하는 휴일 노동에 가산 수당을 인상했다. 따라서 8시간을 넘는 휴일 노동의 수요를 줄이는 한편, 평일 초과근로와 8시간 미만의 휴일 노동의 수요는 늘려, 전체 근로시간의 증감을 단정할 수 없고(남재량, 2020, p.21), 나아가서 근로시간 단축제가 근로자의 삶과 직업 만족에 미치는 영향도 불분명하다. 게다가, 고용주들이 시간당 임금 상승으로 인한 노동비용을 줄이고자, 노동 강도를 높여 실근로시간 단축의 효과를 축소할 여지도 있다(이용관, 2015, p.40; 오선정, 2016). 근로시간이 줄어든 대신 노동 강도가 강해져 근로자들의 만족감이 낮아질 수 있다는 것이다.

이 때문에 실증 분석에서도 근로시간 단축제의 영향이 단순하게 나타나지 않는다. 결과를 살펴보면 대체로 실질 근로시간 단축에는 적게나마 효과가 있었으나, 삶과 직업 만족에 관해서는 그 결과가 불분명하다. 먼저, 주 40시간 근로제의 시행으로 근로자들의 삶과 직업의 만족이 개선될 만한 여러 요인에서의 변화가 확인된다. 실근로시간이 줄어든 것과 더불어, 산업재해가 감소했고(Lee & Lee, 2016), 시간당 임금이 늘었다(김형락, 이정민, 2012; Kawaguchi et al., 2013). 그러나 주 40시간 근로제 도입으로 전반적으로 근로시간이 줄었으나(Kim & Lee, 2019; -Lee, 2020, pp.7-8), 여전히 장시간 일하는 이들이 적지 않으며, 특히 법의 보호를 받지 못하는 고용주나 자영자 및 일부 서비스업 종사자들의 장시간 근로가 만연했다(Park, Kwon & Kim, 2012; Park, Kim & Han, 2017). 실질적으로 줄어든 근로시간이 미미하기도 했다(김형락, 이정민, 2012; 박철성, 2014; 지민웅, 2015; 오선정, 2016).

이상과 같이 근로시간 단축제 시행이 실제 근로시간을 충분히 줄이지 못한 탓인지, 삶의 만족에 미친 영향도 비일관적이다. 예컨대, Hamermesh et al.(2017)에서는 근로시간 단축이 소득 감소로 이어질 수 있음을 감안하더라도, 주 40시간 근로제 도입이 삶의 만족을 통계적으로 유의미하게 높였다고 했다. 하지만, Rudolf(2014)는 일하는 시간에 대한 만족도는 다소 높였으나, 직장 및 삶의 만족도를 유의미하게 높이지는 못했다고 지적한다. 게다가 유의미하지 않지만, 삶의 만족도에 부적(-) 영향을 보이는 경우도 있다(오선정, 2016; Rudolf, 2014). 이와 관련하여 신용우, 조영일(2019)은 근로시간 단축이 삶의 만족도를 직접적으로 제고하지는 못하고, 직무 만족을 높일 때만 삶의 만족을 높일 수 있다고 했다. 그러면서 근로시간 단축이 근로조건 악화로 이어지면 삶의 만족을 저해할 수 있다고 지적했다(신용우, 조영일, 2019). 예컨대, 오선정(2016, p.65)은 고용주가 “실근로시간이 단축되지 않도록 시간당 임금이나 수당 등을 변경”했을 가능성을 제기한다. 게다가 법정 근로시간 단축과 더불어 초과 노동시간 역시 감소한 배경으로 기업이 노동비용 증가에 준고정비용이 낮은 비정규직을 늘리는 방식으로 대응하면서, 근로조건이 전반적으로 개선되었다고 보기는 어렵다는 지적도 있다(이정아, 김수현, 2014). 이런 경우 근로자들의 전반적인 삶의 만족이 악화되었을 공산이 있다.

다음으로, 2018년 시행된 주 52시간 근로상한제 역시 주 40시간 근로제와 마찬가지이다. 주 52시간 근로상한제 시행 이후에도 근로자들의 삶의 만족에 긍정적인 영향을 미칠 만한 변화들이 확인된다. 우선, 근로자들의 실질 근로시간이 감소하였는데(심재선, 김호현, 2021; 이준민, 홍지훈, 2021; 최형재, 임용빈, 2022), 특히, 장시간 근로자들에게서 효과적이었다(이준민, 홍지훈, 2021; 최형재, 임용빈, 2022; Carcillo, Hijzen & Thewissen, 2023). 또한, 여가 선용에도 긍정적인 영향이 확인된다(김유선, 2018; 최승묵, 2020). 한편, 주 52시간 근로상한제 도입이 업무 효율과 정시 퇴근을 가능케 하여, 기혼 근로자들의 일·가정 양립에 긍정적인 역할을 하였으며(김난주, 2022), 맞벌이 부부간의 근로시간 격차가 해소되었다는 지적도 있다(이진우, 금종예, 2021). 그러나 주 40시간 근로제 시행과 마찬가지로 실질적으로 실질 근로시간 감축 효과는 크지 않아(남재량, 2020), 52시간 이상 근로는 줄였으나, 40시간 이상 51시간 미만으로 근로하는 이들을 늘리는 경향이 나타났다(Carcillo, Hijzen & Thewissen, 2023). 또한, 임시·일용직에서만 단축 효과가 나타나, 이들에게 소득 감소 등 부정적인 영향이 가중되었을 가능성이 제기되기도 한다(김대일, 2021). 또한, 직장 만족도와 관련한 실증 연구들에서는 일부 노동자들에게서는 노동 강도가 강해진 측면이 있음이 지적되고(전혜영, 2022), 만족도에 유의미하지는 않지만, 부적(-) 영향을 보이기도 한다(심재선, 김호현, 2021).

이처럼 근로시간 단축제의 효과에 대한 많은 관심에도 불구하고, 그것이 삶의 만족과 직장 만족에 미친 영향을 직접적으로 분석한 연구의 수가 그리 많지 않을뿐더러, 상반된 결과가 상존한다. 분석 결과가 일관되지 않다는 점 이외에도 기존 연구에서 몇 가지 주목할 만한 지점들이 있다. 첫 번째는 근로시간 단축제의 영향이 근로자 혹은 소속 사업장의 특성에 따라 달라질 수 있다는 점이다. 예컨대, 남재량(2020)은 산업, 일자리 속성에 따라 정책 효과가 상이할 수 있다는 점을 들어 정책 도입 여부와 함께 산업 특성을 추가 고려한 삼중 차이 분석을 전개한 바 있다. 근로시간 단축제 시행 이후에도 제조업 종사자와 달리, 서비스 업종 종사자들의 장시간 근로가 만연하다는 지적도(Park, Kwon & Kim, 2012; Park, Kim & Han, 2017) 같은 맥락에서 이해할 수 있는 지점이다. 특히, 이는 직업 만족과 관련해 직접적인 영향을 미칠 수 있는데, 임시직 근로자나 서비스업 종사자들의 고용 안정성이 상대적으로 취약한 상황에서 근로시간 단축제가 고용 안정성을 훼손하거나 노동 강도가 높아지면 직무 만족도를 오히려 저하시킬 수 있다고 지적되기 때문이다(전혜영, 2022). 신용우, 조영일(2019)의 연구에서도 근로시간 단축이 근로조건 악화를 초래한다면 직무 만족, 나아가서 삶의 만족을 저해할 수 있음을 언급하기도 했다.

두 번째는 근로시간 단축제의 효과가 소득 증감의 영향으로 상쇄될 여지가 있다는 점이다. 소득 감소의 가능성에도 불구하고 근로시간 단축제 자체가 근로자의 삶의 만족감을 제고했다는 지적이 있는 반면(Hamermesh, Kawaguchi & Lee, 2017), 고임금 집단은 근로시간과 무관하게 직무 만족도가 높다는 점을 감안하면(전혜영, 2022) 임금 혹은 소득이 근로시간 단축제의 영향을 달리 만들 수도 있다. 이러한 연구 결과에 바탕을 둘 때, 근로자의 일자리 특성, 종사상 지위나 고용 형태, 산업 그리고 소득 수준 등에 따라 근로시간 단축제의 영향이 상이할 수 있다. 따라서 분석에서는 해당 요인들의 영향이 통제되어야 제도의 성과를 정확히 파악할 수 있다.

한편, 한국의 근로시간 단축제 효과 분석에서는 크게 주목받지 못했지만, 두 정책 간 효과에 차이가 있을 수도 있다. 두 정책이 동일한 정책 목표를 지향하면서도 설계 방식에 차이가 있기 때문이다. 기존 연구에서는 근로시간의 탄력적 조정이 삶의 만족을 높이는 요인이 된다고 지적되어왔다(Golden, Henly & Lambert, 2014; Okulicz-Kozaryn & Golden, 2018). 특히, 이는 자녀를 양육하는 부모에게서 그 효과가 크다(Chao & Glass, 2020). 그러나 주 4일제 도입을 주장하는 일군의 학자들은 탄력근로제나 일일 노동시간 감축보다 일하는 일수를 줄이는 것이 효과적이라고 주장한다. 대표적으로 고메스(2021)는 일하는 시간이 집적되는 것 역시 경제 활동의 집적으로 인한 긍정적 효과를 누릴 수 있다고 지적한다. 다른 근로시간 단축 정책보다 동료 간 협업이 원활하기 때문이다. 또, 같은 날 가까운 가족, 지인들과 쉬면서 여가를 함께 누릴 수 있다는 이점도 있다. 게다가, 출퇴근으로 인한 스트레스도 줄일 수 있다. 사실 주 40시간 근로제가 주 5일 근무를 법적으로 명문화한 것은 아니지만, 이를 기점으로 주 5일제가 점차 보편화되어 해당 효과들이 나타났을 가능성도 있다. 반면에, 2018년 개혁에서는 근로 일수 자체의 변화는 없었고 연장근로 시간에 제한을 둔 것이기에, 주 40시간 근로제와 상이한 영향을 보일 수 있다. 다만, 지금까지 두 제도 간 영향의 차이가 직접적으로 다뤄지지는 못한바, 이 연구에서는 두 제도의 영향을 함께 분석하여 이들 간의 성과 차이를 추가적으로 검토해보고자 한다.

2. 근로시간 단축제의 효과 분석 방법

선행연구에서 한 가지 더 비판적으로 검토할 점은 분석 방법의 측면이다. 한국의 근로시간 단축제 효과를 분석한 기존 연구에서는 유사 실험 상황의 정책 효과를 분석하는 대표적인 방법 중 하나인 이중 차이 분석(Difference-in-Difference)을 적용해 근로시간 단축제 도입의 효과를 검토하는 경우가 많았다. 두 시점(정책 도입 이전과 이후), 처치 집단과 비교 집단의 두 집단으로 구성된 기본 2×2 세팅의 이중 차이 분석은 직관적이고 적용이 간편해서 정책 평가에 널리 활용된다. 그리고 정책의 영향을 받는 집단(처치 집단)과 그렇지 않은 집단(비교 집단)에 내재된 시불변 요인의 영향을 배제할 수 있어, 정책 도입 전후를 더미 변수로 처리해 효과를 추정하는 때(양혜원, 금현섭, 2009; 노용진, 2014; 박철성, 2014)보다 엄밀한 인과관계의 추정이 가능하다. 그래서 근로시간 단축제 도입과 관련해서도 제도 시행 초기에 집중해, 제도 적용받은 최초 집단(처치 집단)과 이후 적용을 받게 되는 집단(비교 집단) 간에 최초 집단만이 적용 대상이 되는 시점(처치 이후)과 그 이전(처치 이전)을 기준으로 분석해왔다(김형락, 이정민, 2012; 오선정, 2016; 남재량, 2020; 김대일, 2021; 심재선, 김호현, 2021; 이준민, 홍지훈, 2021; 이진우, 금종예, 2021; Hamermesh et al.,2017; Kim & Lee, 2019). 나아가서 제도가 업종과 규모에 따라 나뉘어 적용되었다는 점이나 휴일 근로와 초과근로에 미친 영향이 다를 수 있다는 점(김형락, 이정민, 2012; 남재량, 2020; 이준민, 홍지훈, 2021) 등을 고려해 삼중 차이 분석을 활용하기도 했으나, 이 역시 기본 골자는 이중 차이 분석과 동일하다.

그런데 이중 차이 분석을 활용해 근로시간 단축제의 효과를 살펴보기에는 일정 부분 한계가 있다. 전술한 바와 같이, 이 연구에서 관심을 두는 두 번의 근로시간 단축제가 여러 시점에 나누어 단계적으로 도입되었기 때문이다. 즉, 기본 이중 차이 분석에서의 설정과 달리 처치 집단과 정책 도입 시점이 세 개 이상이 된다는 것이다. 기존 연구에서 정책의 초기 효과에 집중하여 처치 집단이 하나인 상황만을 제한적으로 분석한 것은 이중 차이 분석에서 다시점, 다집단을 다루기에는 한계가 있다는 점을 고려한 것이었을 것이다. 그러나 변화된 정책에의 적응 등을 고려하면 삶의 만족도에 미치는 영향과 같은 정책 변화는 단시간 내에 발생하지 않을 수 있기에, 정책 시행 이후의 일정 기간도 포함하여 분석할 필요가 있다. 즉, 정책 시차(time lag)를 고려할 필요가 있다는 것이다. 그래서 초기에만 집중하면 근로시간 단축제의 전체 효과를 조망하기에는 한계가 있다. 특히, 한국의 근로시간 단축제와 관련해서는 정책 도입이 뒤늦게 이뤄진 소규모 사업장에서 나타난 변화는 규명하지 못한다는 근본적인 문제가 있다. 상대적으로 소규모 사업장의 근로 여건이 열악하다는 점을 감안하면, 제도의 효과를 적절하게 파악하려면 이들을 포함해 분석해야 한다.

게다가, 선행연구에서는 시점도 처치 전후 두 개로 한정하여 이중 차이 분석을 적용하기 위한 전제 조건인 평행 추세 가정(parallel trend assumption)의 충족 여부를 확인하기 어렵다. 앞서 언급한 것처럼, 이중 차이 분석은 처치 집단과 비교 집단 간 결과 요인 차이를 초래하는 시불변 요인의 영향을 제거하고 시점에 따른 결과의 변화 양상을 살필 수 있다. 하지만, 평행 추세 가정이 충족되지 않으면, 이 영향이 제거되지 않아 추정 결과에 편향이 생길 수 있다. 또한, 일부 연구에서는 이미 정책의 영향을 받았던 집단을 비교 집단으로 하고 이후 시점에 정책의 영향을 받게 된 집단을 처치 집단으로 삼기도 했다(Kim & Lee, 2019). 이 경우에는 처치된 집단이 비교 집단이 되면서 설령 최초 정책 처치 집단이 평행 추세 가정을 충족하더라도 이후 시기에는 평행 추세 가정 충족 여부가 달라질 수 있기도 하여(Goodman-Bacon, 2021), 이를 확인하고 이중 차이 분석을 활용해야 한다.

이중 차이 분석을 적용하였을 때의 이상과 같은 한계를 보완하여, 최형재, 임용빈(2022)은 다시간-다그룹 이중차분(Difference-in-Differences with multiple periods and multiple groups)을 통해 주 52시간 근로상한제가 실제 근로시간 단축에 미친 영향을 파악하였다. 구체적으로 이 연구에서는 2019년까지 정책의 영향을 받게 된 두 개 집단(2018년 처치된 5개 특례업종을 제외한 300인 이상 사업체와 2019년 처치된 특례업종)과 아직 정책 대상이 되지 않은 집단을 구분해 처치 집단과 비교 집단을 달리하여 6개의 회귀계수를 각각 도출하였다. 이 방법은 각 집단에서의 효과를 개별적으로 추정하여 정책 효과 추정을 교란하는 두 경우, 제도의 법적 적용 대상이 되지 않는 집단에 가해지는 압박이 발생하는 것(위협효과)과 제도 도입 이후에도 제도가 잘 시행되고 있는지 지속해 관리 강화해야 하는 압력에 노출되는 경우 등을 구분해 추정할 수 있다는 장점이 있다. 하지만, 각각의 추정치를 나누어 추정함으로써 정책의 전반적인 성과, 즉 정책 목표 달성에 효과적이었는지를 분석하기는 어렵고, 평행 추세 가정을 점검하는 데 일정 부분 한계가 있다.

이상과 같은 선행연구의 한계를 보완하여, 이 연구에서는 여러 시점에 걸쳐 제도가 도입된 경우에 평행 추세 가정을 담보하면서 편향되지 않은 추정치를 도출할 수 있는 이질성에 강건한 이중 차이 분석을 적용해 근로시간 단축제의 효과를 살핀다. 이를 통해, 제도의 영향에 늦게 노출된 소규모 사업장을 포괄해 근로시간 단축제의 영향을 확인함과 동시에, 정책 집단별 성과의 차이도 검토할 수 있다.

1. 분석 자료 및 분석 대상

이 연구는 한국노동패널 자료를 활용하여, 한국에서 단행된 두 차례의 근로시간 단축제의 도입이 임금 근로자의 삶과 직업 만족에 미친 영향을 분석한다. 한국노동패널은 근로자들의 인구·사회학적 요인과 노동조건에 관련한 광범위한 정보를 담고 있는 자료일 뿐 아니라, 주 40시간 근로제와 주 52시간 근로상한제 시행 시기를 포괄하는 장기간 자료가 축적되어 있다.3) 이에 기존 연구에서도 근로시간 단축제의 효과 분석에서 많이 활용되어왔다(오선정, 2016; 심재선, 김호현, 2021; 이진우, 금종예, 2021; 최형재, 임용빈, 2022; Rudolf, 2014 등). 이 연구에서는 근로시간 단축제의 적용 여부를 가르는 기업 규모와 업종 정보를 담고 있는 개인용 자료를 기본으로 활용하되, 근로 시간이 삶과 직업 만족에 미치는 영향을 살필 때 근로시간과의 상충 가능성 때문에 중요하게 고려되어야 하는 균등화 가구 소득 정보를 얻고자 가구용 자료를 결합했다. 이때, 주 40시간 근로제 도입의 효과는 1999년(98년 표본, 2차 웨이브)부터 주 52시간 근로상한제 도입 이전인 2014년(98표본, 17차 웨이브) 및 2017년(98표본, 20차 웨이브)까지를 분석하여(최종 도입 후 3개년 포함) 98년 표본 종단 가중치를 적용했다. 1차 년도 자료를 활용하지 않은 것은 해당 연도에는 주당 근로 일수 정보가 없어 주 5일제를 도입한 사업장에서의 효과를 살필 수 없기 때문이다. 이어서 주 52시간 근로상한제 도입의 효과는 2015년(09표본, 7차 웨이브) 이후부터 최근 자료(09표본, 14차 웨이브)를 활용해, 09년 통합 표본의 종단 가중치를 반영했다.

아울러, 이 연구의 종속변수인 삶의 만족은 “전반적으로 생활에 얼마나 만족하고 계십니까?”라는 5점 척도 문항으로, 직업 만족은 “주된 일자리에 대해 전반적으로 얼마나 만족하고 계십니까?”라는 5점 척도 문항으로 측정하였다. 그리고 이 연구에서는 성별, 만 나이, 만 나이의 제곱, 혼인 상태, 부양가족 유무(만 15세 미만 아동, 만 65세 이상 어르신), 가구 균등화 소득, 직종(사무직 여부), 고용 형태(정규직 여부)를 통제 변수로 투입한다. 근로자의 건강 상태 역시 삶과 직업 만족에 밀접한 영향을 미치는 요인으로 지적되나, 한국노동패널 자료의 5차 웨이브(2002년)까지 응답자의 건강 상태에 대한 문항이 없어 제외하였다. 한편, 삶의 만족도와 직업 만족도를 동일한 기준에서 점검하고자 기본적으로 동일한 통제변수를 투입하되, 직업 만족도의 경우에는 고용 형태나 직종 이외에도 산업과 일자리 특성과 같은 직무 환경이 영향을 미칠 수 있으므로(김종연, 이건희, 2015; 전혜영, 2022), 제조업 종사 여부 및 성과급제 적용 여부를 추가 통제한 경우를 부록에 첨부하였다.

연구의 분석 대상은 선행연구를 참조하여, 다음과 같이 구체화하였다. 선행연구들과 같이, 근로시간 단축제 도입 여부와 무관하게 근로시간을 비교적 자유롭게 조정할 수 있는 비임금 근로자는 제외하고, 임금 근로자들에 한해 근로시간 단축제의 효과를 분석했다(김형락, 이정민, 2012; 박철성, 2014; 이용관, 2015; 오선정, 2016; 심재선, 김호현, 2021; 최형재, 임용빈, 2022). 또한, 임금 근로자 중에서 기존 연구에서는 근로시간 단축제의 영향이 제한적인 단시간 근로자(최형재, 임용빈, 2022)를 제외했는데, 이 연구에서는 「근로기준법」상의 일부 규정의 적용을 받지 않는 주당 15시간 미만 근로자를 제외하며, 농림어업 분야 숙련 근로자 및 농업 및 임업 종사자(이용관, 2015; 오선정, 2016), 그리고 계절에 따라 근로시간 변동이 큰 직종 종사자 및 근로시간이 불규칙한 이들과 공무원 복무규정 등의 적용을 받는 국가기관 및 공공기관 종사자를 제외하였다(최형재, 임용빈, 2022). 이상에 따라, 최종적으로 분석에 활용된 대상은, 종단 가중치를 적용하였을 때, 1999년 기준 2,222명(주 40시간 근로제 분석), 그리고 2015년 기준 3,703명(주 52시간 근로상한제 분석)이었다.

2. 분석 방법

이 연구는 Callaway & Sant’Anna(2021)가 제안한 이질성에 강건한 이중 차이 분석 기법을 적용하여 주 40시간 근로제와 주 52시간 근로상한제의 도입이 근로자의 삶과 직업 만족도에 미친 영향을 분석한다. Callaway & Sant’Anna(2021)는 한국의 근로시간 단축제와 같이 여러 시점에 걸쳐 단계적으로 정책이 시행된 상황에서 편의없이 (처치)집단-(처치)시점별 처치 집단의 평균 처치 효과(group-time average treatment effect on the treated)를 추정할 수 있는 방법을 제안했다. 구체적으로 이들이 제안한 방법의 기본 골자는 이중 차이 분석이나, 최형재, 임용빈(2022)과 유사하게 정책 시행 시점과 정책 대상이 되는 시기별 집단을 구분해 집단-시점별 처치군을 구성하여, 각각 g 시점에 처음 처치를 받는 집단의 t 시점에서의 평균 처치 효과(ATT(g, t), average treatment effects on the treated)를 산출한다. 이때 평행 추세 가정과 비기대 가정(no anticipation assumption)4)이 충족되면, 아래의 식 (1)과 같이, 처치 받기 직전인 g-1과 t기 간에 코호트 g의 기대되는 결괏값(E(Y))의 변화를, t기에도 정책 대상이 되지 않는 비교 집단 g'의 그것과 비교할 수 있다. 이는 모든 g' > t에 적용되는 것으로, 식 (2)와 같이, 모든 g' ∈ ς 에 대해 비교군의 집합 ς의 평균에 대해서도 성립한다. 그리고 이를 표본으로 대체해 식 (3)과 같이 N개의 각 집단-시점별 처치 집단의 평균 처치 효과를 산출할 수 있다.

만약 정책이 단계적으로 도입되는 경우에 이상의 방법과 달리, 기본 이중 차이 분석에서처럼 2요인 고정효과모형(Two-Way Fixed Effect), 즉 처치 여부(정책 적용 대상 여부)와 시점(처치 전후)의 상호작용항을 투입하여 처치의 효과를 규명하면, 추정치가 편향될 소지가 있다. 우선, 다시점 상황에서 이중 차이 분석의 회귀계수는 모든 비교 가능한 2×2쌍(처치 여부와 시점)의 이중 차이 분석 회귀계수 추정치의 가중평균이다(Goodman-Bacon, 2021). 이때의 가중치는 각 처치 시점으로 구별되는 집단들의 크기(sample size)와 처치 집단과 비교 집단의 상대적 크기 및 처치 시점으로 구별되는 하위집단들의 분산(subsample variance of treatment)으로 구성된다. 그래서 Goodman-Bacon(2021)이 지적하는 것처럼 2요인 고정효과모형을 적용해 다시점 세팅에서 유효한 처치 효과를 얻으려면 정책에 적용을 받지 않는 집단의 잠재 결괏값의 가중 평균의 분산이 0이고, 처치 시점으로 구분되는 하위집단들의 평균 처치 효과가 시간에 따라 변하지 않아야 한다. 그런데 실제로는 2요인 고정효과모형으로 도출한 회귀계수가 유효하기가 어려운데, 가중치를 구성하는 두 요소의 구성에 따라서 가중치가 달라지고 특정 모수에 가중치가 더 부여되는 문제가 발생하기 때문이다(Goodman-Bacon, 2021).

게다가 이렇게 정책이 단계적으로 도입되는 경우에는 앞서 정책의 영향을 받게 되는 집단(earlier treated unit)이 이후에 정책의 영향을 받는 집단의 비교 집단이 되면서 음의 가중치(negative weight) 문제가 발생한다(Goodman-Bacon, 2021). 정책 도입의 효과로 결괏값이 변화한 앞선 처치 집단이 이후 정책의 영향을 받는 집단과 비교 기준이 되면서 처치 이후(post)와 처치 이전(pre)의 차이가 음(-)의 방향으로 바뀌어 처치 효과를 반대로 추정하거나, 그것의 크기를 제대로 추정하지 못할 가능성이 생긴다는 것이다(Goodman-Bacon, 2021). 가중치의 방향이 심각하게 왜곡되지 않더라도 비교 집단이 투명하게 설정되지 않아 추정된 회귀계수의 해석이 용이하지 않으며, 앞서 지적된 것처럼 활용된 가중치가 정책 분석에 가장 적합한 것도 아닐 수 있다(Roth et al., 2022, p.18).

그러나 Callaway & Sant’Anna(2021)를 비롯한 최근에 새로이 제안된 방법들은 모형에서 유도된 가중치가 아니라 연구자가 설정한 자체적인 가중치(user-specific weights)를 활용해 통합하여(aggregate) 다시점 상황에서 평행 추세 가정을 일반화하였다(Roth et al., 2022, p.3). 또한, 이미 처치된 집단(treated group)과 아직 처치되지 않은 집단(not-yet treated group) 중에서 오염되지 않은 온전한 비교 집단(clean control group)을 분리한 뒤 결괏값의 변화를 추정하여, 음의 가중치 문제에서도 자유롭다(Roth et al., 2022, p.3). 특히, Callaway & Sant’Anna(2021)는 다양한 방식의 가중치를 제안하여, 집단과 시점 구분이 많은 복잡한 경우에도 부적 가중치 문제없이 각각의 집단-시점으로 나뉘어 도출된 평균 처치 효과를 종합할 수 있게 하였다. 여러 가중치 산출 방식 중 이 연구에서는 패널 데이터에 적용할 수 있고 일부 가중치 모형이 부정확하더라도 정확한 평균 처치 효과를 추정할 수 있다고 알려진 Sant’Anna & Zhao(2020)의 가중최소제곱법(weighted least squares, WLS)에 기초한 이중 강건성(Doubly Robust) 기법을 적용하였다.5)

나아가서, Callaway & Sant’Anna(2021)는 제안된 다른 방법들, Borusyak et al.(2021) 등보다 효율성이 떨어질 수 있지만, 편향된 추정치를 얻을 가능성이 작다는 이점이 있다. 처치 직전의 한 시점만을 반영하는 Callaway & Sant’Anna(2021)와 달리, Borusyak et al.(2021) 등은 처치 이전 전체 시기의 평균을 추정치에 반영해 편향의 가능성도 커질 수 있기 때문인데, 특히 평행 추세 가정이 충족되지 않을 때 추정치가 편향될 가능성이 크다(De Chaisemartin & d’Haultfoeuille, 2022, pp.18-21). 또한 De Chaisemartin & d’Haultfoeuille(2020)는 정책의 영향에 놓이게 되는 경우와 그렇지 않은 경우의 변동에 주목해 두 개의 이중 차이 분석 회귀계수 도출해 두 회귀 계수의 평균을 도출하는 방식을 제안하였는데, Callaway & Sant’Anna(2021)의 방식이 이 연구에서와 같이 한번 정책 대상이 되면 정책의 영향이 지속되는 상황에 더 적합하고 통제 변수를 반영할 수 있다는 장점도 있다6). 이에 이 연구에서는 Callaway & Sant’Anna(2021)의 방법을 적용해 근로시간 단축제의 영향을 분석하였다.

1. 주 40시간 근로제 도입 이후 삶의 만족도 변화

먼저, 주 40시간 근로제 도입 이후 직업 만족도 변화를 살펴본다. 주 40시간 근로제의 효과는, 전체 사업장을 대상으로 한 분석(모형 1-1, 모형 1-2, 모형 2-1, 모형 2-2)과 주 40시간 근로제 도입과 주 5일제 도입이 병행된 경우, 즉 주 40시간 근로제 도입 전에는 주 6일 이상 근무했으나, 주 40시간 근로제 도입으로 주 5일 근무하게 된 사업장만을 대상으로 한 분석(모형 1-1-1, 모형 1-2-1, 모형 2-1-1, 모형 2-2-1)의 두 가지로 나누어 분석한다. 이때 정책의 장기적인 효과를 분석하고자 2014년까지의 변화를 반영한 경우(모형 1)와 2017년까지를 반영한 경우(모형 2)를 나누어 살핀다. 모든 분석 결과는 Sant’Anna & Zhao(2020)의 가중최소제곱법을 적용한 이중 강건성 기법을 활용했다.

주 40시간 근로제 도입이 직업 만족도 변화에 미친 영향을 확인하기에 앞서, 평행 추세 가정 검정 결과를 검토한다. 아래의 <표 1>은 모든 과거 추세(pre-trend)가 0이라는 영가설(null hypothesis)을 검정한 결과이다. 검토 결과 직업 만족도를 종속변수로 할 때, 통제변수 투입 여부와 무관하게 평행 추세 가정이 충족된다. <표 1>에서 나타나듯이 해당 영가설을 모두 기각하지 못하기 때문이다. 따라서 통제변수 투입 여부와 무관하게 분석 결과를 인용할 수 있다.

<표 2>에서 주 40시간 근로제 도입 이후 직업 만족도 변화를 확인할 수 있는데 주 40시간 근로제의 도입은 직업 만족도를 유의미하게 개선하였다. 특히, 주 5일제를 병행한 경우에서 두드러진 효과가 포착되며(모형 1-1-1, 모형 1-2-1, 모형 2-1-1, 모형 2-2-1), 장기적으로 그 효과가 더 큰 경향이 있다(모형 2). 한편, <부표 2>에 제시한 것처럼 산업 종류 및 성과급제 적용 여부를 추가 통제해도, 주 5일제를 병행한 사업장에서 직업 만족도가 통계적으로 유의미한 수준에서 개선되었다.

한편, [그림 1]에서 볼 수 있듯이, 정책 도입 초기 시점에는 적용 대상 내부에서의 편차가 상당히 크다. 그러나 이내 전반적으로 직업 만족도가 개선되어 정책 도입으로 인한 변화의 효과가 즉각적으로 나타나는 편이다. 실제로 <표 3>에서 확인되는바, 최초로 정책 대상이 된 2004년 집단에서 직업 만족도 개선의 효과가 집중된다. 이 역시 통제변수를 추가 통제한 <부표 3>에서도 동일하게 나타나는 지점이다. 이러한 결과는 정책 도입의 초기 효과에 집중한 기존 연구에서 주 40시간 근로제의 도입이 직업 만족도와 관련해 일부 긍정적인 변화를 가져왔다고 지적한 것(신용우, 조영일, 2019; Rudolf, 2014)과도 일치하는 결과이다. 후술하겠지만 이러한 변화는 삶의 만족도 변화와는 사뭇 다른 지점이다. 아울러, <표 3> 그리고 <부표 3>에서 확인할 수 있는 것처럼 이러한 직업 만족도 개선의 효과는 2004년에 정책 대상이 된 기업 규모가 큰 사업체에 종사하는 근로자들에게서 뚜렷하게 나타난다.

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그림 1.

주 40시간 근로제 도입의 사건사 분석(직업 만족도)

주: 1) 통제변수를 투입한 모형을 적용한 결과임. 이때의 통제변수는 성별, 만 나이, 만 나이의 제곱, 혼인 상태, 부양가족 유무(만 15세 미만 아동, 만 65세 이상 어르신), 가구 균등화 소득, 직종(사무직 여부), 고용 형태(정규직 여부)임.

2) 모형 1은 1999년부터 2014년까지를, 모형 2는 1999년부터 2017년까지를 분석한 것임. 모형 1-2, 모형 2-2는 전체 사업장을, 모형 1-2-1, 모형 2-2-1은 주 40시간 근로제와 더불어 주 5일제를 적용한 사업장만을 분석한 것임.

다음으로, 주 40시간 근로제 도입이 삶의 만족도에 미친 영향을 살펴본다. 앞선, 직업 만족도 변화에서와 추정 모형 및 추정 방식은 같다. 우선 모든 과거 추세가 0이라는 영가설 검정을 토대로 평행 추세 가정의 충족 여부를 먼저 확인한 결과(표 4), 성별과 연령 등 개인의 인구·사회학적 요인을 통제하지 않은 모형들(모형 1-1, 모형 1-1-1, 모형 2-1, 모형 2-1-1)에서는 영가설을 기각하여 평행 추세 가정이 충족되지 않지만, 통제변수를 반영한 모형들(모형 1-2, 모형 1-2-1, 모형 2-2, 모형 2-2-1)에서는 평행 추세 가정이 충족된다. 이에 직업 만족도를 종속변수로 한 경우와는 달리 통제변수가 반영된 모형들을 중심으로 주 40시간 근로제가 삶의 만족도에 미친 영향을 살펴보아야 한다.

이어지는 <표 5>는 주 40시간 근로제 도입이 삶의 만족도 변화에 미친 평균 처치 효과를 보여준다. 평행 추세 가정이 충족되지 않는 통제변수를 투입하지 않은 모형에서는 통계적으로 유의미하지는 않지만 일부 주 40시간 근로제 도입 이후에 삶의 만족도가 낮아지는 경향이 있다(모형 1-1). 반면에, 통제변수를 투입한 모형들에서는 역시 통계적으로 유의미한 수준은 아니지만, 대체로 주 40시간 근로제 도입 이후 삶의 만족도가 개선되는 경향성을 보인다. 즉, 평행 추세 가정이 충족될 때는 삶의 만족도가 개선되는 방향성을 보인다는 것이다. 이 결과로 미루어 볼 때 평행 추세 가정의 충족 여부 및 분석 시기에 따라 주 40시간 근로제 도입의 효과가 달리 나타날 수 있음을 알 수 있다. 이는 지금까지의 기존 연구에서 주 40시간 근로제의 영향이 일관되지 않게 나타난 이유를 가늠해볼 수 있는 지점이다.

한편, 직업 만족도의 경우는 제도 도입 이후 변화가 즉각적으로 나타나는 데 비해 삶의 만족도에서의 변화는 일정 시차를 두고 더디게 나타남을 확인할 수 있다. 앞서 언급한 것처럼 주 40시간 근로제 도입이 단기적으로는 삶의 만족도를 유의미한 수준에서 제고하지는 못하였다. 하지만, 더욱 장기적인 정책 효과를 고려하면 주 40시간 근로제가 주 5일제의 병행 여부와 무관하게 삶의 만족도를 통계적으로 유의미한 수준에서 높이는 것이 확인된다(모형 2-2, 모형 2-2-1). 다만 이 역시 상대적으로 주 5일제가 병행된 사업장에서의 만족도 향상 효과가 더 크다(모형 2-2-1). 아울러 <표 6>에서도 초기에 정책 대상이 된 대규모 기업에서 유의미한 수준은 아니지만 삶의 만족도 개선 효과가 크게 나타나는 편이다. 실제로 [그림 2]에서처럼 시기에 따라 정책 효과를 나누어 살펴보면, 정책 도입 초기에는 정책 조정 과정에서의 비용 등의 차이로 인한 삶의 만족도에서의 편차가 크게 나타나지만 일정 시기가 지난 후에는 전반적으로 삶의 만족도가 개선되는 한편 편차도 다소 감소한다.

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그림 2.

주 40시간 근로제 도입의 사건사 분석(삶의 만족도)

주: 1) 통제변수를 투입한 모형을 적용한 결과임. 이때의 통제변수는 성별, 만 나이, 만 나이의 제곱, 혼인 상태, 부양가족 유무(만 15세 미만 아동, 만 65세 이상 어르신), 가구 균등화 소득, 직종(사무직 여부), 고용 형태(정규직 여부)임.

2) 모형 1은 1999년부터 2014년까지를, 모형 2는 1999년부터 2017년까지를 분석한 것임. 모형 1-2, 모형 2-2는 전체 사업장을, 모형 1-2-1, 모형 2-2-1은 주 40시간 근로제와 더불어 주 5일제를 적용한 사업장만을 분석한 것임.

소규모 사업장에서는 삶의 만족도는 물론이거니와 직업 만족도의 개선도 유의하게 나타나지 않는 이유는, 기존 연구 결과를 통해 유추할 때 이들 사업장의 근로조건이 악화된 결과일 수 있다. 전술한 것처럼 선행연구에서는 근로시간 단축제 도입 이후 기업들이 종전보다 임금 수준이나 노동 강도를 조정하거나(오선정, 2016), 비정규직을 늘리는 방식(이정아, 김수현, 2014)으로 근로조건을 악화시켰을 가능성을 제기한 바 있다. 소규모 기업의 근로조건이 대기업에 비할 바가 되지 못한다는 것은 익히 알려진 바이며, 견고한 하청 구조 속에서 소규모 기업은 근로조건을 개선할 만한 충분한 재원을 가지고 있지 못하기도 하다. 이에 제도 변화로 불가피한 노동 비용 상승에 직면하게 되면, 여력이 충분하지 않은 상황에서 기존에 고용된 근로자들의 노동 강도를 강하게 하는 전략을 채택하기 쉽다. 이 연구의 분석만으로 이를 단언하기는 어렵지만 적어도 소규모 사업장에서는 근로시간 단축을 상쇄할 만한 부정적인 직업 환경 변화가 나타났을 가능성이 있음을 예상해볼 수 있다.

2. 주 52시간 근로상한제 도입 이후 삶과 직업 만족도 변화

이어지는 <표 7>부터 <표 12>에서는 주 52시간 근로상한제 도입이 삶과 직업 만족도 변화에 미친 영향을 살펴본다. 여기에서 모형 1은 2021년 7월부터 근로시간 상한제의 적용을 받게 된 상시 근로자 5인부터 50인 미만 사업장 중, 2022년 말까지 특별연장근로가 허용된 상시 근로자 5인에서 30인 미만을 별도로 구분해 집단을 구성한 경우이다. 모형 2는 2021년 7월 이후 적용 대상, 즉 상시 근로자 5인 이상 50인 미만을 고용한 사업장을 특별연장근로의 한시적 허용 여부와 무관하게 하나의 집단으로 다룬 것이다. 더불어 이하의 결과들에는 주 40시간 근로제 분석과 마찬가지로 Sant’Anna & Zhao(2020)의 가중최소제곱법에 기초한 이중 강건성 기법이 적용되었다.

우선 <표 7>과 <표 10>에서 직업 만족도와 삶의 만족도 모두 통제변수 반영 여부와 관계없이 평행 추세 가정이 충족된다. 그러나 두 요인에서 모두 지금까지 공개된 자료를 통해 살펴보면 통계적으로 유의미한 수준에서의 변화가 발견되지는 않는다. 물론 이는 현재까지 공개된 자료로는 전체 주 52시간 근로상한제 도입의 효과를 조망하기는 어렵다는 한계에서 기인하는 것일 수도 있다. 2022년 말까지 근로자 5인 이상 30인 미만 사업체에 특별연장근로를 허용하는 계도기간이 주어졌기도 하거니와, 정책 시차가 반영될 충분한 시간이 경과하지 않았을 수 있다. 앞선 주 40시간 근로제의 영향 분석에서 나타나듯이, 제도의 영향이 일정 시기가 지난 후에 나타날 수 있다는 점을 감안하면 제도 도입 시기뿐 아니라 그 이후의 시기도 분석에 포함되어야 제도의 성과를 충분히 검토할 수 있다.

이러한 한계를 감안하더라도 주 40시간 근로제 도입에 따라 직업 만족도에 있어서는 즉각적인 정책 효과가 나타났다는 점에서 주 52시간 근로상한제 도입도 지금쯤 직업 만족도에서의 변화는 어느 정도 포착되어야 할 것으로 보인다. 그러나 아직까지 직업 만족도에 있어서도 긍정적인 변화가 나타나지 않는 것으로 보아 주 52시간 근로상한제가 임금 근로자의 직업 만족도와 삶의 만족도를 개선하였을지의 여부는 불투명해 보인다. 이는 앞선 주 40시간 근로제와 달리 주 52시간 근로상한제가 연장 근로시간의 상한을 정함으로써 삶과 직업 만족에 실질적인 영향을 주지 못했기 때문일 수 있다. 예컨대, 남재량(2020)이 2018년 8시간을 넘는 휴일 노동에 수당 역시 인상하여 근로시간의 변화가 불분명하다고 지적한 것처럼, 대규모 기업에 종사하는 이들의 실 근로 시간 변화에 큰 영향을 주지 않은 결과일 수 있다.