한국의 노동조합 조합원수 증감요인 분석

김유선(한국노동사회연구소 부소장)

1. 문제 제기

지난 40년간 한국 노동조합의 조합원수와 조직률 추이를 살펴보면, 시기별로 뚜렷한 특징을 보이고 있다. 제1기(1963-1979년)는 조합원수와 조직률이 계속 증가한 시기이고, 제2기(1980-1986년)는 조합원수가 대폭 감소한 뒤 정체 상태를 벗어나지 못 하면서 조직률이 하락한 시기이다. 제3기(1987-1989년)는 조합원수와 조직률이 폭발적으로 증가한 시기이고, 제4기(1990-1998년)는 조합원수와 조직률이 계속 감소한 시기이다. 제5기(1999년 이후)는 1990년대 내내 감소하던 조합원수와 조직률이 증가세로 돌아선 시기이다. ([그림 1] 참조)

) 물론 단 한 해의 지표만으로 제5기를 설정하는 것은 무리가 있을 수 있다. 그러나 1990년부터 1998년까지 단 한 해도 거르지 않고 조합원수가 감소하다가 1999년에 조합원수가 8만 명 증가한 것은, 그 자체만으로도 충분한 의의가 있다. 더욱이 최근 신규노조 결성 추세를 감안하면 앞으로 조합원수는 증가할 전망이다.

다음 지난 40년간 조합원수 증감률을 살펴보면, 최대 29.8%(1988년), 최소 -13.8%(1980년)로 그 변동폭이 매우 크고, 계속되는 성장과 침체로 특징 지워지는 각 소(小) 시기 내에서도 끊임없이 변동하고 있다. 이러한 특징은 조직률 변화율을 보더라도 마찬가지이다. 지난 40년간 한국 노동조합운동은 비약적인 성장과 극심한 침체를 경험함과 동시에, 각 소(小) 시기 내에서 끊임없는 변동을 경험해 온 것이다. ([그림 2] 참조)

여기서 우리는 다음과 같은 의문을 갖게 된다. 첫째, 1980년에는 조합원수(조직률)가 대폭 감소하고, 1987-1988년에는 폭발적으로 증가한 원인은 무엇인가? 둘째 제1기와 제3기에 조합원수(조직률)가 증가하고, 제2기와 제4기에 감소한 원인은 무엇인가? 셋째, 같은 군사정권임에도 제1기(1963-1979년), 즉 박정희 군사정권 시기에는 조합원수(조직률)가 증가하고, 제2기(1980-1986년), 즉 전두환 군사정권 시기에는 감소한 원인은 무엇인가? 넷째, 제1기(1963-1979년), 즉 박정희 군사정권 시기에는 조합원수(조직률)가 증가하고, 제4기(1990-1998년), 즉 노태우·김영삼·김대중 등 3차에 걸쳐 정치권력이 교체되면서 형식적·절차적 민주주의가 완만하게나마 진전된 시기에 조합원수(조직률)가 감소한 원인은 무엇인가? 다섯째, 제5기(1999년 이후)에 조합원수(조직률)가 증가세로 돌아선 원인은 무엇인가? 여섯째, 각 소시기 내에서도 증감률이 끊임없이 변동한 원인은 무엇인가?

이러한 의문에 답하기 위해 제2절에서는 먼저 계량화가 가능한 양적 지표를 중심으로 1963년부터 1999년까지 시계열 자료를 회귀분석 한다. 종속변수로는 조합원수 증가율을 사용할 수도 있고 조직률 변화율을 사용할 수도 있다. 그러나 조직률 변화율을 종속변수로 사용하면 설명변수의 전기 조직률과 가성회귀(假性回歸) 문제가 발생할 수 있어, 조합원수 증가율을 종속변수로 사용한다. 설명변수로는 수량적 지표화가 가능한 ① 경기변동(물가, 임금, 실업률), ② 고용구조 변화(광공업취업자비중), ③ 전기 조직률을 사용한다. 그러나 웨스턴(Western, 1995), 에빙하우스와 비써(Ebbinhaus & Visser, 1999) 등이 중시하는 좌파정당 지배력과 노사관계제도는 설명변수에 포함하지 않는다. 지난 40년 동안 한국에서 좌파정당이 내각에 참가하거나 의회에 진출한 적이 없고, 지배적 단체교섭제도는 한결같이 기업별 교섭이었으며, 노동조합이 실업보험을 관리·운영하는 겐트제도가 실시된 적도 없기 때문이다. 즉 서구의 선행 연구가 중시하는 좌파정당 지배력과 노사관계제도는 한국 사회에서 변수가 아닌 상수로 작용해 온 것이다. 그렇지만 이처럼 수량적 지표화가 가능한 변수들만으로 모형을 설계하면 경기변동과 구조변화 요인만으로 모형을 설계하는 결과가 빚어진다. 특히 우리처럼 □국가(정치)권력의 성격과 그에 따른 노동정책의 변화□가 노동조합운동에 직접적인 영향을 미치는 나라에서는 중대한 오류를 범할 수 있다. 따라서 프라이스와 베인(Price & Bain)의 노사관계 패러다임 전환 가설에 따라 □격렬한 사회·정치적 변화와 노사관계제도 변화□가 수반된 1980년과 1987-88년을 더미변수화 하여 회귀분석 한다.

) Bain & Elsheikh(1976 : 58-60)는 □특정 시점을 기준으로 산업, 직종, 지역, 기업별로 횡단면 분석할 때는 조직률을 종속변수로 사용하는 것이 잠재적 조합원수(피용자수 + 실업자) 차이를 통제할 수 있어 바람직하다. 그러나 종단면 분석에서는 ⑴ 설명변수에 전기 종속변수(전기 조직률)가 있어 가성회귀 문제가 발생할 수 있고, ⑵ 종속변수에서 분모가 되는 잠재적 조합원수를 추정하는 과정에서 오류가 발생할 수 있으며, ⑶ 종속변수에서 이러한 측정상의 오류는 자기상관 문제를 야기할 수 있고, ⑷ 실제 조합원수와 잠재적 조합원 사이에 엄격한 비례관계를 가정할 이유가 없으며, ⑸ 일반적으로 잠재적 조합원수의 연간 변화는 극히 미미하기 때문에, 조합원수를 사용하는 것이 바람직하다.□라 하고 있다.

) 이것은 단지 한국을 대상으로 할 때만 부딪히는 문제가 아니다. 특정 국가의 조합원수와 조직률 증감요인을 분석할 때 대부분의 연구가 맞닥뜨리는 문제이다. 시계열 분석은 시간적으로 변화하는 정치, 경제, 사회적 환경이나 특정한 정책의 효과를 추적하는데는 유효하지만, 시간적으로 변화하지 않는 그러나 국가간 차이를 보여주는 제도의 효과를 포착하지 못한다는 단점이 있다. 즉 국가간 차이를 설명하는 주요 변수인 좌파정당의 지배력이나 노사관계 제도와 같은 제도적 요인들이, 개별 국가를 대상으로 하는 시계열 분석에서는 변수가 아닌 제도화된 틀 즉 상수로 작용하게 된다(신광영, 1995 : 592).

통상적인 회귀분석 관행에 따르면 분석은 여기서 멈추게 된다. 그러나 이 경우 □한국 노동조합의 조합원수 증감요인□에 대해 충분한 규명을 다 했다고 할 수 없다. 그것은 1980년과 1987-88년에 이루어진 □격렬한 사회·정치적 변화와 노사관계 제도 변화□란 다름 아닌 정치·경제·사회·제도적 요인과 행위주체 요인이 복합적으로 작용하여 폭발적으로 표출된 결과이며, 이들 각 요인을 분해하여 각 시기별로 조합원수 증감에 차이가 나는 원인을 규명하고 함의를 도출하는 데 이 글의 목적이 있기 때문이다. 따라서 다음 제3절에서는 역사적 사실에 기초하여 잔차를 분석하면서 정치적·제도적·행위주체 요인을 규명하도록 한다. 이것은 회귀모형에 반영된 설명변수(경기변동과 구조변화 요인)와 상수를 통제한 상태에서 역사적 접근법에 따라 나머지 다른 요인을 규명하는 과정이기도 하다.

2. 회귀분석을 통한 경제적·사회적 요인 규명

1) 모형의 설계

⑴ 변수

종속변수는 노동조합 조합원수(UMt)에 자연로그를 취한 뒤 1계 차분한 조합원수증가율 dln(UMt)로 한다. 설명변수는 소비자물가지수(PRt), 실질임금(RWt), 실업률(URt), 광공업취업자비중(INDt), 전기(前期)조직률(UDt-1)에 자연로그를 취한 뒤 1계 차분한, 물가상승률 dln(PRt), 실질임금상승률 dln(RWt), 실업률변화율 dln(URt), 광공업취업자비중변화율 dln(INDt), 전기조직률변화율 dln(UDt-1)로 한다. 종속변수와 설명변수 모두 자연로그를 취한 뒤 1계 차분했기 때문에, 단위근(Unit Root) 문제는 해소된다. 그리고 □격렬한 사회·정치적 변화와 노사관계제도 변화□가 수반된 1980년과 1987년, 1988년은 더미변수화 하여 설명변수에 포함한다.

) Bain & Elsheikh(1976)는 명목임금상승률을 설명변수로 하여 신뢰효과를 추정하고 있다. 그럼에도 여기서 실질임금상승률을 설명변수로 한 것은, 물가상승률과 명목임금상승률 사이에 높은 상관관계로 다중공선성(multicollinearity) 문제가 발생하는 것을 방지하기 위해서이다.

⑵ 자료 검토

각 변수의 자료 출처와 이용 가능 연도 및 관측치는 [표 1]과 같다. 종속변수인 조합원수 증가율은 관측치가 36개이지만, 설명변수 중 실질임금상승률의 관측치가 29개이기 때문에, 전체적으로 이용 가능한 관측치는 29개로 제한된다. 따라서 이 글에서 실제 분석대상 기간은 1963년이 아닌 1971년부터 1999년까지가 된다.

[표 1] 변수의 자료 출처 및 이용 가능 연도
변수	지표(또는 계산식)	자료출처	기간	관측치
조합원수	조합원수	노동부, 전국노동조합조직현황	1963-99	37
물가지수	소비자물가지수	통계청, 물가조사	1965-99	35
실질임금	명목임금 ÷ 소비자물가지수 × 100	노동부, 매월노동통계조사	1970-99	30
		통계청, 물가조사	1965-99	35
실업률	실업률	통계청, 경제활동인구조사	1963-99	37
광공업취업자비중	광공업 취업자수 ÷ 전산업 취업자수 × 100	통계청, 경제활동인구조사	1963-99	37
조직률	조합원수 ÷ (피용자 + 실업자수) × 100	노동부, 전국노동조합조직현황	1963-99	37
		통계청, 경제활동인구조사	1963-99	37
주 : 실제 변수는 모두 증가율을 사용하기 때문에 실제 관측치는 1씩 감소함.

⑶ 상관관계 분석

각 변수들 사이에 단순 상관관계는 [표 2]와 같다. 첫째 조합원수증가율과 물가상승률 사이에 상관관계는 0.080으로, 상관관계가 미미하고 통계적으로 유의미하지 않다. 둘째 조합원수증가율과 실질임금상승률 사이에 상관관계는 0.453으로, 통계적으로 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이고 있다. 셋째 조합원수증가율과 실업률증가율 사이에 상관관계는 -0.456으로, 통계적으로 유의미한 부(-)의 상관관계를 보이고 있다. 넷째 조합원수증가율과 광공업취업자비중변화율 사이에 상관관계는 0.602로, 통계적으로 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이고 있다. 다섯째 조합원수증가율과 전기조직률변화율 사이에 상관관계는 0.610으로 통계적으로 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이고 있다. 따라서 물가상승률을 제외한 모든 설명변수가 종속변수인 조합원수증가율과 통계적으로 유의미한 상관관계를 갖고, 실업률변화율을 제외한 모든 설명변수가 정(+)의 상관관계를 갖고 있다고 요약할 수 있다.

[표 2] 변수들 간에 단순 상관관계
관측치 : 29	조합원수 증가율	물가 상승률	실질임금 상승률	실업률 변화율	광공업비중변화율	전기조직률변화율
조합원수증가율	1.000
물가상승률	0.080	1.000
실질임금상승률	0.453*	-0.200	1.000
실업률변화율	-0.456*	0.147	-0.622***	1.000
광공업비중변화율	0.602***	0.037	0.464*	-0.476**	1.000
전기조직률변화율	0.610***	0.139	0.473**	-0.165	0.393*	1.000
평균	0.039	0.089	0.066	0.012	0.011	-0.003
표준편차	0.092	0.067	0.056	0.223	0.057	0.081
주 : *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 수준에서 통계적으로 유의미

⑷ 모형의 설계

지금까지 검토를 토대로 OLS 방식으로 모형을 설계하면 다음과 같다.

dln(UMt) = □ + □0*dln(PRt) + □1*dln(RWt) + □2*dln(URt)

+ □3*dln(INDt) + □4*dln(UDt-1) + D80 + D87 + D88

2) 모형의 추정

⑴ 추정 방법

OLS 방식으로 추정하되, 모형을 단순화하고 계열상관을 최소화하기 위해 독립변수는 일기(一期)로 한정하고, 이분산(heteroskedasticity) 문제를 체크하기 위해 뉴이-웨스트 검정(Newey-West Test) 한다.

⑵ 추정 결과

[표 3]은 OLS 방식에 의한 추정 결과이다.

(모형 1)은 경기변동 가설에 따라 경기변동 요인(물가상승률, 실질임금상승률, 실업률변화율)과 전기조직률변화율을 설명변수로 설계한 것으로, 조정된 R2는 0.424, 더빈-왓슨 값은 1.559이다. 그러나 전기조직률변화율만 통계적으로 유의미할 뿐, 경기변동 요인은 통계적으로 유의미하지 않다.

(모형 2)는 설명변수에 광공업취업자비중변화율을 추가한 것으로, 경기변동 요인(물가상승률, 실질임금상승률, 실업률변화율)과 전기조직률변화율 및 구조변화 요인(광공업취업자비중변화율)을 결합한 모형이다. 조정된 R2는 0.482, 더빈-왓슨 값은 1.908로, (모형 1)보다 설명력이 개선되고 자기상관이 거의 없다. 그렇지만 광공업취업자비중변화율과 전기조직률변화율만 통계적으로 유의미할 뿐, 경기변동 요인은 여전히 유의미하지 않다. 또한 좌파정당이 부재하고, 노동조합운동에 유리한 노사관계제도를 갖고 있지 못 하며, 단체교섭구조가 철저히 분권화 되어 있고, 노동조합운동의 수직적·수평적 통합이 매우 낮은 우리 나라에서 상수 값은 (-)일 것으로 예상됨에도, 통계적으로 유의미하지 않은 (+)로 나타나고 있다.

(모형 3)은 □격렬한 사회·정치적 변화와 노사관계제도 변화□가 수반된 1980년과 1987년, 1988년을 더미변수화 하여 (모형 2)에 추가한 것이다. 조정된 R2는 0.864로 설명력이 매우 높고, 더빈-왓슨 값은 1.994로 자기상관이 사실상 존재하지 않는다. 1980년과 1987년, 1988년을 더미변수화 하여 모형에 추가한 결과, 설명력이 크게 개선되고 자기상관도 사실상 모두 제거된 것이다. 더미변수는 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의미하고, 광공업취업자비중변화율과 전기조직률변화율 모두 통계적으로 유의미하다. 물가상승률은 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의미한 정(+)의 상관관계를 나타내고 있어, 경기변동 가설의 위협효과와 호황효과 가설을 뒷받침한다. 상수 값은 부호가 (-)로 바뀔 뿐만 아니라 통계적으로도 유의미하다. 이처럼 (모형 3)은 (모형 1)과 (모형 2)에 비해 통계적 적합성이 매우 높고, 설명변수와 상수 값이 가설 내지 기대와 일치하는 바, 이를 채택하도록 한다.

[표 3] 조합원수 증가율 회귀분석 추정 결과 (OLS, N=29)
1971-1999	모형1	모형2	모형3
상수	0.043 (0.881)	0.044 (0.873)	-0.026* (-2.086)
물가상승률	0.070 (0.288)	0.034 (0.158)	0.447*** (3.931)
실질임금상승률	-0.088 (-0.195)	-0.158 (-0.345)	0.202 (1.372)
실업률변화율	-0.167 (-1.434)	-0.119 (-1.038)	0.000 (0.006)
광공업취업자비중 변화율		0.517* (2.704)	0.464*** (4.258)
전기조직률변화율	0.640*** (3.981)	0.545* (2.539)	0.256* (2.474)
1980년 더미			-0.189*** (-7.960)
1987년 더미			0.162*** (17.307)
1988년 더미			0.238*** (15.969)
조정된 R2	0.424	0.482	0.864
표준오차	0.070	0.066	0.034
더빈-왓슨 값	1.559	1.908	1.994
주 : *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 수준에서 Newey-West Test 결과 통계적으로 유의성이 있음. ( )는 t 검정 통계량임.

⑶ 모형의 재설계

이상의 추정과 검정을 거쳐 모형을 재설계하면 다음과 같다.

dln(UMt) = -0.026 + 0.447*dln(PRt) + 0.202*dln(RWt) + 0.000*dln(URt)

(-2.086) (3.931)          (1.372)           (0.006)

+ 0.464*dln(INDt) + 0.256*dln(UDt-1) - 0.189*D80 + 0.162*D87 + 0.238*D88

(4.258)            (2.474)           (-7.960)     (17.307)     (15.969)

3) 요약과 함의

⑴ 상수

상수 값은 -0.026으로 5% 유의수준에서 통계적으로 유의미하다. 여기서 상수 값이 (-)인 것은 설명변수에 포함된 ① 경기변동, ② 산업별 고용구조 변화, ③ □격렬한 사회·정치적 변화와 노사관계 제도 변화□ 이외에 다른 요인이, 노동조합운동에 항상적으로 불리한 요인으로 작용하고 있음을 의미한다. 이들 요인으로는 서구의 선행 연구가 중시하는 좌파정당의 부재, 노동조합운동에 유리한 노사관계제도(겐트 제도, 코포라티즘, 클로즈드 샵 등)의 부재, 단체교섭구조의 철저한 분권화, 노동조합운동의 취약한 수직적·수평적 통합 이외에, 분단 체제에서 형성된 정치·사회·문화적 환경과 반공 이데올로기를 들 수 있다.

) 노동조합운동에서는 남북분단과 한국전쟁을 거치면서 반공이데올로기가 강력한 영향력을 발휘하는 가운데 정부와 기업의 노조에 대한 적대적 태도라는 변수가 노동운동의 점진적 발전을 가로막는 결정적 변수로 작용해 왔다(박동, 2000 : 59).

⑵ 경기변동 요인

① 물가상승률

물가상승률의 상관계수는 0.447로 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이고 있다. 이것은 경기변동 가설에서 위협효과와 호황효과가 한국 노동조합의 조합원수 증감에 관철되고 있음을 의미한다. [그림 3]에서 물가상승률 추이를 살펴보면, □물가상승률이 (-)인 해는 없다, 물가상승률은 장기적으로 하락하고 있다, 물가상승률은 1970년대(제1기)가 가장 높고 1980년대 전반기(제2기)가 가장 낮다□는 특징을 발견할 수 있다. 이것은 □지난 30년간 물가상승은 조합원수 증가에 (+) 요인으로 작용했지만, 그 기여도는 갈수록 낮아지고 있다. 박정희 군사정권 시기에 조합원수가 빠른 속도로 증가하고 전두환 군사정권 시기에 정체된 것은, 물가상승률과도 상관관계가 있다□는 해석을 가능케 한다.

② 실질임금상승률

실질임금상승률의 상관계수는 0.202로 정(+)의 상관관계를 보이고 있으나 통계적으로 유의미하지 않다. 여기서 실질임금상승률이 조합원수증가율과 통계적으로 유의미한 상관관계를 보이지 않는 것은, 경기변동 가설에서 신뢰효과란 명목임금상승률에서 비롯되며, 관측치가 29개로 제한적인 데서 비롯된 것으로 해석된다.

③ 실업률변화율

실업률변화율의 상관계수는 0이고 통계적으로 유의미하지 않다. 노동조합이 실업보험을 관리·운영하는 겐트 제도가 실시되고 있지 않음에도 이처럼 실업률 증감이 조합원수 증감에 미치는 영향이 없는 것으로 나타나는 것은, 지난 30년 동안 실업률이 매우 낮은 수준이었고, 실업률이 10% 이상 증가한 해는 79-80년, 93년, 97-98년 등 다섯 해로 그 지속기간이 짧았으며, 실업률이 급증하더라도 정규직 중심의 기업별 노조 체계에서 미조직 중소영세업체 비정규직 노동자들이 안전판 노릇을 하기 때문인 것으로 해석된다.

⑶ 전기조직률변화율

전기조직률변화율의 상관계수는 0.256으로 5% 유의수준에서 통계적으로 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이고 있다. 이것은 한국의 노동조합 조직률이 10%대로 매우 낮은 수준이어서 경기변동 가설에서 강제효과가 한국의 노동조합 조합원수 증감에 관철되고 있음을 의미한다. [그림 4]에서 전기조직률변화율 추이를 살펴보면, 1970년대(제1기)와 1980년대 후반기(제3기)는 (+), 1980년대 전반기(제2기)와 1990년대(제4기, 제5기)는 (-)이다. 이것은 조합원수(조직률) 증감 추이를 기준으로 시기를 구분한데서 비롯된 것이기도 하지만, □전기(前期) 조직률 하락은 금기(今期) 조직률 하락, 금기(今期) 조직률 하락은 차기(次期) 조직률 하락을 초래□하는 악순환이 1990년대에 조합원수가 감소한 한 요인으로 작용했음을 의미한다.

⑷ 광공업취업자비중변화율

산업별 고용구조 변화 즉 □광공업취업자비중변화율□은 상관계수가 0.464로 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이고 있다. 즉 광공업취업자비중이 증가하면 조합원수가 증가하고, 그 비중이 감소하면 조합원수가 감소한다. 이것은 □전통적으로 조직률이 높은 2차 산업에서 고용이 감소하면 조직률이 하락한다□는 구조변화 가설이 한국의 노동조합 조합원수 증감에 관철되고 있음을 의미한다. [그림 5]에서 광공업취업자비중변화율 추이를 살펴보면, 1980-81년을 제외하면 1988년까지 광공업 취업자 비중은 계속 증가했다. 그러나 1989년부터 1998년까지 광공업취업자비중은 계속 감소하고 있어, 이러한 전체 취업자중 광공업부문 취업자비중 하락이 1990년대 조합원수 감소의 커다란 원인으로 작용했음을 확인할 수 있다.

⑸ 1980년과 1987-88년 더미

더미변수는 모두 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의미하다. 더미 값은 1980년 -0.189, 1987년 0.162, 1988년 0.238로, 1980년(-13.8%)에는 조합원수가 급격히 감소하고, 1987년(20.1%)과 1988년(29.8%)에는 조합원수가 폭발적으로 증가한 역사적 사실과 부합한다. 더욱이 이들 더미변수를 반영하지 않은 (모형 2)는 설명력이 48.2%이고 경기변동 요인과 상수값이 통계적으로 유의미하지 않지만, 더미변수를 반영한 (모형 3)은 설명력이 86.4%로 두 배 가까이 개선될 뿐만 아니라 경기변동 요인과 상수 값 모두 통계적 유의성을 갖는다. 이것은 1980년과 1987-88년에 이루어진 □격렬한 사회·정치적 변화와 노사관계 제도 변화□를 감안할 때만이, 경제적 요인(경기변동)과 사회적 요인(고용구조 변화)을 비롯한 제 요인이 통계적 유의성과 설명력을 갖게 됨을 의미한다.

3. 잔차분석을 통한 정치적·제도적·행위주체 요인 규명

1) 연도별 잔차분석

⑴ 제1기(1971-1979년)

제1기 잔차 합계는 0.889로 (+)이고, 1973년(-1.022)과 1974년(1.186), 1977년(0.903) 잔차는 다른 해보다 크다. 1973년 잔차가 (-)로 다른 해보다 낮은 것은, 1971년 12월 □국가보위에 관한 특별조치법□으로 단체교섭권과 단체행동권이 제한되고, 1972년 □10월 유신□ 공포 및 12월 유신헌법 제정과 1973년 3월 노동법 개정으로 단체행동권이 더욱 제약되었으며, 여기에 제1차 오일쇼크에 따른 세계적인 경제불황과 국내 경기침체 요인이 가세하면서, 사용자들의 임금체불, 단체협약 불이행 및 부당노동행위가 급증한데서 비롯된 것으로 해석된다. 1974년 잔차가 (+)로 다른 해보다 높은 것은, 1974년 1월 14일 대통령 긴급조치 3호가 발동되면서 이러한 비정상적 노사관계 질서가 상당 부분 정돈되고, 노동문제에 대한 사회적 관심이 고조되며, 노동자들의 복지향상 문제가 노동정책의 주요 당면과제로 등장한데서 비롯된 것으로 해석된다(김형배, 1980 : 275-279). 따라서 당시 국가의 노동정책은 조합원수 증감에 직접 영향을 미치는 결정적 요인이었고, 사용자들의 부당노동행위는 국가의 노동정책에 좌우되는 종속변수였다고 할 수 있다. 이밖에 1977년 잔차가 (+)로 다른 해보다 높은 것은, 1975년 5월 긴급조치 9호 발동 이후 2년여의 침묵을 깨고 1977년 10월 학생들의 대규모 가두시위를 시작으로 유신철폐 투쟁이 재개되고, 화학노조의 □삼성재벌 미풍공장 노조결성투쟁□ 등 산별노조 차원에서 조직확대사업이 활발히 전개된 데서 그 원인을 찾을 수 있다.

) 긴급조치 3호는 임금채권우선변제, 근로기준법 위반자에 대한 벌칙 강화, 단체협약 불이행자 처벌, 부당노동행위를 한 자에 대한 처벌을 주요 내용으로 하고 있다.

⑵ 제2기(1980-1986년)

1981년(1.080) 단 한 해를 제외하면 잔차가 모두 (-)이고, 1980년(-1.875) 잔차는 90% 신뢰구간을 넘어서는 이상치이다. 제2기 잔차 합계는 -3.125로 제1기(0.889)와 달리 부호가 (-)이고 절대값이 매우 높다. 이것은 전두환 군사정권의 초법적인 노동운동 탄압과 80년 개정 노동법(기업별 노조 강제, 노조 설립요건 강화, 유니온샵 금지 등)이 조합원수 증감에 (-) 요인으로 작용했음을 의미한다. 1981년(1.080) 잔차가 유일하게 (+)인 것은, 1980년에 강제 해산된 산별노조 지역지부 소속 사업장 가운데 일부가 기업별 노조로 전환한데 따른 일시적 반등에서 비롯된 것으로 해석된다.

⑶ 제3기(1987-1989년)

1987년(1.518)과 1988년(2.414)은 각각 신뢰구간 85%와 95%를 넘어서는 이상치이다. 1987년은 전두환 군사정권의 장기 집권 음모에 맞서 대통령 직선제를 쟁취한 □6월 항쟁□이 있은 해이자, 7-9월 노동자 대투쟁이 폭발적으로 전개된 해이다. 11월 하순 정기국회는 □노동조합 결성요건 완화, 기업별 노조 강제 삭제, 유니온샵 부분 허용, 일반사업 합법파업 허용□ 등을 주된 내용으로 노동법을 개정했다. 1988년은 국회의원 총선거에서 여소야대 국회가 형성되고, 7-9월 노동자 대투쟁의 연장선에서 노동조합운동이 본격화된 해이다. 1987년이 □민주노조 건설□과 □파업권 확립□이라는 성과를 가져다 준 해라면, 1988년은 민주노조 진영이 전국조직□산업조직□지역조직 건설에 첫발을 내딛은 해이자, 임금인상□단체협약□노동법 개정 등 노동조합 기본투쟁의 첫발을 내딛은 해이다(김유선, 1998 : 5). 이러한 사회·정치적 민주화의 진전과 노동조합운동의 활성화 및 개정 노동법의 영향으로 1988년 한 해 동안 신규조합원은 44만 명으로 1950년대이래 최대치를 기록했다.

그러나 1989년(-0.515)에 잔차는 (-)로 바뀐다. 이것은 정치권력 재편을 마무리지은 노태우 정권이 1989년 1월 2일 풍산금속 경찰병력 투입을 시작으로 노동운동 탄압을 본격화하고 이에 발맞춰 재계가 공세를 재개한데서 비롯된 것으로 해석된다. 당시 국가권력의 탄압은 1988년에는 80명에 불과하던 구속 노동자가 1989년에는 611명으로 8배 증가한데서도 확인할 수 있다.

⑷ 제4기(1990-1998년)

제4기 잔차는 합계가 -1.729로, 국회의원 총선거가 있은 1992년과 1996년, 새 정부가 출범한 1993년과 1998년을 제외하면 모두 (-)이다. 이 시기를 좀더 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 1989년(-0.515)에 이어 1990년(-1.168)과 1991년(-0.560) 모두 잔차가 (-)이다. 이것은 1990년 1월 민정당□민주당□공화당의 3당 합당으로 안정적 권력 기반을 구축한 노태우 정권이, 1989년에 이어 노동운동에 대한 공세를 더욱 강화한데서 비롯된다. [표 4]에서 구속자는 1990년 492명, 1991년 515명으로 이 시기에 주로 발생했고, □파업건수 대비 구속자수□와 □파업참가자수 대비 구속자수□ 모두 이 시기가 가장 높다. 1991년 2월 대우조선 노조의 파업을 지지하는 성명서를 냈다는 이유로 대공장 노조 간부 70여명이 연행되고 8명이 구속되며, 이 때 구속된 박창수 한진중공업 노조 위원장이 옥중에서 타살된 데서 그 탄압의 강도를 가늠할 수 있다(김유선, 1998 : 6).

[표 4] 구속자수·파업건수 관련지표
연도	87	88	89	90	91	92	93	94	95	96	97	98
구속자수	362	80	611	492	515	275	46	161	170	95	35	195
파업건수	3749	1873	1616	322	234	235	144	121	88	85	78	129
구속자수/파업건수	0.097	0.043	0.378	1.528	2.201	1.170	0.319	1.331	1.932	1.118	0.449	1.512
구속자수/파업참가자수	0.287	0.273	1.493	3.674	2.941	2.618	0.424	1.543	3.419	1.195	0.796	1.335
자료 : 구속자수는 민주노총, 파업지표는 노동부

둘째, 국회의원 총선거가 있은 1992년과 1996년, 대통령 선거가 있은 1992년과 1997년, 새 정부가 출범한 1993년과 1998년 가운데 1997년 한 해를 제외하면 잔차가 모두 (+)이다. 여기서 1997년은 한보철강, 기아자동차 등 주요 대기업에서 부도가 잇달으면서 대량실업이 발생했고, 급기야 11월 외환위기를 맞으면서 IMF 관리체제로 들어간 해이다. 따라서 1997년을 제외하면 □국회의원 선거와 대통령 선거, 새 정부 출범 등 정치권력 재편기에는 상대적으로 노동운동 탄압이 완화되면서 잔차가 (+)로 나타난다□는 추론이 가능하다. 1997년 잔차가 (-)인 것은 IMF 사태라는 (-) 요인이 1997년 3월 노동법 개정과 12월 대통령 선거에 따른 (+) 요인을 압도한데서 비롯된 것으로 해석된다.

셋째, 1993년은 김영삼 정부가 출범한 해이고, 1998년은 김대중 정부가 출범한 해이다. 1993년과 1998년 모두 잔차가 (+)이다. 그러나 1993년 잔차(0.032)는 매우 미미한데, 1998년 잔차(1.351)는 매우 크다. 이처럼 양자 사이에 커다란 차이가 나는 것은, 김대중 정부 출범이 □최초의 여야간 수평적 정권교체□였고, 제1·2기 노사정위원회에서 코포라티즘적 시도가 있었으며, 1997년 3월 개정 노동법의 영향 또한 가세했기 때문인 것으로 해석된다.

⑸ 제5기(1999년 - )

1999년 잔차는 0.548이다. 그러나 교원노조가 합법화되지 않았다고 가정하면 조합원수는 139만 명으로 전년 대비 1만 명(-0.6%) 감소하고, 잔차는 0.548에서 0.116으로 감소한다. 따라서 1999년 잔차가 0.548인 것은, 1999년 7월부터 교원노조가 합법화되었다는 제도적 요인에서 주로 비롯된다. 교원노조 합법화라는 제도적 요인을 제외할 때 잔차가 0.116으로 크게 감소한 것은, 김대중 정부 2년 차를 맞으면서 □최초의 수평적 정권교체□가 갖는 긍정적 효과가 사라지고, 제3기 노사정위원회가 사실상 기능 마비 상태에 빠진데서 비롯된 것으로 해석된다.

2) 시기별 잔차분석

[그림 7]에서 각 시기별 잔차의 합계와 평균을 살펴보면, 1기, 3기, 5기는 (+)이고, 2기, 4기는 (-)이다. 절대값은 3기가 가장 높고 2기가 다음이다. 여기서 몇 가지 특징과 함의를 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 정치적 측면에서 제1기는 박정희 군사정권 집권 후반기인 유신체제이고, 제2기는 광주민중항쟁을 무력으로 진압하고 전두환 군사정권이 집권한 시기이다. 전두환 군사정권 하에서 물리적 탄압의 강도가 더 극심했던 것은 사실이지만, 이것만으로 제1기 잔차는 (+), 제2기 잔차는 (-)인 이유를 설명하지 못한다. 동일한 군사정권임에도 이처럼 커다란 차이가 나는 것은, 노동법을 비롯한 제도적 요인에 기인하는 것으로 해석된다. 제1기는, 1971년 12월 국가보위에 관한 특별조치법과 1973년 개정 노동법의 영향으로 단체교섭권과 단체행동권에 제약이 가해졌지만, 1963년 개정 노동법의 골격이 유지된 시기이다. 그러나 제2기는 단결권과 단체교섭권, 단체행동권을 극도로 제한한 1980년 개정 노동법이 발효된 시기이다. 특히 조합원수 증감에 직접적 영향을 미치는 단결권의 경우, 1970년대에는 기형적이나마 산별노조 체제를 유지했지만, 1980년 개정 노동법은 기업별 노동조합만을 강제했다. 1970년대에는 유니온 샵이 일반화되고 클로즈드 샵이 허용되어 기업의 성장이 곧바로 노동조합 조합원수의 증가를 의미했지만, 1980년 개정 노동법은 유니온 샵과 클로즈드 샵을 금지하고 오픈 샵만 허용했다.

) 한국노총 표본단체협약 분석결과, 표본협약 184개중 유니온샵 141개(76.6%), 오픈샵 33개(17.9%), 클로즈드샵 5개(2.7%), 기타 5개(2.7%)로, 1979년 당시 유니온샵은 대부분을 차지하고 있었다(한국노동조합총연맹, 1979 : 61).

둘째, 격렬한 사회·정치적 변화와 노사관계제도 변화가 수반된 제3기를 제외하면, 제2기에서 제4기를 거쳐 제5기로 오면서 완만하게나마 잔차가 개선되고 있다. 이것은 전두환, 노태우, 김영삼, 김대중 정부를 거치며 완만하게나마 정치적 민주화가 진전되고, 국가의 노동정책 역시 상대적으로 개선되고 있음을 반영한 것으로 해석된다. 그러나 1998년(1.351)에 비해 1999년(0.548) 잔차가 크게 하락하고, 교원노조 합법화 요인을 제외하면 0.116밖에 안 되는 것은, 김대중 정부 집권 초기의 (+) 요인이 앞으로도 지속될지, 아니면 집권 초기 일시적 현상으로 그칠 것인지에 대한 판단을 불투명하게 한다.

3) 함의

지금까지 분석에서 도출할 수 있는 함의는 다음과 같다. 첫째 □국가(정치)권력의 성격□은 한국 노동조합의 조합원수 증감에 커다란 영향을 미쳐온 매우 중요한 요인이다. 국가(정치)권력의 성격이 군사정권인가 민간정권인가, 같은 군사정권이나 민간정권 내에서도 어떠한 방식으로 권력교체가 이루어졌는가가 커다란 영향을 미치고 있다. 예컨대 폭력적 방식으로 군사정권을 연장한 전두환 정권은 그 이전 박정희 정권보다 훨씬 더 부정적 요인으로 작용했고, 같은 민간정권이더라도 여야간에 정권교체가 여권 내 권력승계보다 긍정적 요인으로 작용했다. 또한 정치권력 재편을 둘러싼 시기(국회의원 총선거, 대통령 선거, 새 정부 출범)는 국가(정치)권력의 탄압에 상대적 이완을 가져옴에 따라 긍정적 요인으로 작용했다. 특히 전국민적 항쟁으로 국가(정치)권력 재편이 강제된 1987-1988년은 조합원수 증가에 획기적인 긍정적 요인으로 작용했다.

둘째, 국가(정치)권력의 성격에 따른 노동정책 변화가 조합원수 증감에 직접적인 영향을 미치고 있다. 여기서 노동정책이란 단순히 노동법 등 제도적 요인만 지칭하는 것이 아니라, 물리적 탄압(경찰력 투입, 구속·해고, 노조 강제해산), 이데올로기 공세, 노동행정(노동부, 노동위원회) 등을 포괄하는 개념이다. 예컨대 전두환 군사정권의 초법적인 물리적 탄압과 80년 개정 노동법은 조합원수 증감에 부정적 요인으로 작용했다. 같은 군사정권임에도 전두환 군사정권이 박정희 군사정권보다 더 부정적인 것은, 기업별 노조 강제, 유니온 샵 금지, 노조결성 요건강화 등 80년 개정 노동법에서 비롯된 측면이 크다. 1989-1991년 사이에 집중된 노태우 정권의 물리적 탄압은 조합원수 증감에 부정적인 요인으로 작용했고, 1999년 교원노조 합법화는 긍정적 요인으로 작용했다.

4. 결론 - 요약과 함의

지금까지 분석 결과를 요약하면서 함의를 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 경기변동과 구조변화 요인을 결합하여 회귀모형을 설계한 결과, 지난 30년간 조합원수 증감 요인이 48.2% 설명되지만, 경기변동 요인과 상수 값은 통계적으로 유의미하지 않고 구조변화 요인만 통계적으로 유의미하다. 그러나 1980년과 1987-88년을 더미변수화 하여 모형에 추가하면, 설명력은 86.4%로 크게 개선되고 경기변동과 구조변화 요인, 상수 값 모두 통계적으로 유의미하다. 이것은 1980년과 1987-88년에 일어난 □격렬한 사회·정치적 변화와 노사관계제도 변화□를 감안할 때만이 한국의 노동조합 조합원수 증감요인을 제대로 규명할 수 있으며, 경제적 요인(경기변동)과 사회적 요인(고용구조 변화) 모두 통계적 유의성과 설명력을 갖게 됨을 의미한다.

둘째, 경기변동 가설과 구조변화 가설 및 노사관계 패러다임 전환 가설 모두 한국 노동조합의 조합원수 증감요인을 규명하는데 나름대로 상당한 설명력을 지니고 있다. 이것은 이들 가설이 제시하는 제 요인을 종합할 때 한국 노동조합의 조합원수 증감요인을 제대로 규명할 수 있음을 의미한다. 예컨대 1980년과 1987-88년을 더미변수화 한 (모형 3)에서 각 설명변수의 상관계수를 살펴보면, 물가상승률은 0.447, 광공업취업자비중변화율은 0.464로, 모두 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의미하다. 이것은 1980년과 1987-88년에 일어난 □격렬한 사회·정치적 변화와 노사관계제도 변화□를 감안할 때 한국 노동조합 조합원수 증감요인을 제대로 규명할 수 있지만, 경제적 요인(경기변동)과 사회적 요인(고용구조 변화) 역시 매우 커다란 영향을 미치고 있음을 의미한다.

셋째, (모형 2)에 반영된 설명변수(경기변동과 구조변화 요인)와 상수를 통제한 상태에서, 조합원수 증감에 영향을 미치는 다른 요인(정치적·제도적 요인과 행위주체 요인)을 규명하기 위해 잔차를 분석했다. 그 결과 □국가(정치)권력의 성격과 그에 따른 노동정책 변화□가 한국 노동조합의 조합원수 증감에 매우 중요한 요인으로 작용하고 있음을 확인할 수 있었다. 이것은 정치적 요인과 관련하여 서구에서는 좌파정당 지배력이 중요한 변수이지만, 한국에서는 국가(정치)권력의 민주화 여부가 중요한 변수이며, 제도적 요인으로서 노동법 이외에 비제도적 요인으로서 국가(정치)권력의 노동운동 탄압 여부와 강도가 중요한 변수임을 의미한다. 이것은 선진자본주의 국가 이외에 제3세계 국가까지 망라하는 비교분석을 수행할 때, 노동조합의 성장과 쇠퇴에 관한 이론 즉 조합원수 증감요인에 관한 이론은 그 보편성과 특수성을 확보할 수 있음을 의미한다.

) 국가(정치)권력의 성격은 노동과 자본간에 힘 관계를 반영하며, 국가(정치)권력의 성격 변화 역시 행위 주체인 노동과 자본의 전략적 선택과 행위가 상호 맞물려 작용한 결과라 할 수 있다. 그러나 이에 대한 규명은 시계열분석을 중심으로 하는 이 글의 범위를 넘어서는 바, 추후 과제로 남기고 이 글에서는 더 이상 논의를 진전시키지 않도록 한다.

넷째, 거시변수에 의존하는 시계열분석은, 노동자 개개인의 노동조합 가입에 영향을 미치는 미시변수를 파악하기 어렵고, 행위주체 요인을 제대로 규명하기 어렵다는 약점을 갖고 있다(Feuille, 1991 : 89-91). 따라서 이 글도 마찬가지 약점을 가진다. 다만 잔차분석을 통해 확인할 수 있는 것은 적어도 1980년대 중반까지는 행위주체인 노·사·정 3자 가운데 국가(정부)의 행위가 매우 규정적 요인으로 작용했다는 점이다. 이것은 특히 1973-74년 정부 노동정책이 사용자의 부당노동행위와 조합원수 증감에 직접적 영향을 미친 데서 단적으로 드러난다. 그러나 이러한 행위주체 요인은 1987년 이후 상당한 변화가 일어났을 것으로 추론된다. 그것은 □민주노총 출범(1995년 11월) → 노사관계개혁위원회 출범(1996년 5월) → 여당 단독으로 노동법 날치기 처리(1996년 12월) → 민주노총 총파업(1996년 12월∼1997년 1월) → 국회에서 노동법 재개정(1997년 3월)□ 등 1990년대 후반에 접어들면서 노동 측이 뚜렷한 행위주체로 부상하고 있는 데서도 확인할 수 있다. 이들 행위주체 요인은 이후 횡단면분석, 사례조사, 역사적 접근 등을 통해 별도로 규명해야 할 과제인 것으로 판단된다.

다섯째, 이상의 결론으로부터 제1장에서 제기한 문제의식 즉 각 시기별로 조합원수 증감률에 차이가 나는 원인이 상당 부분 규명된다. 예컨대 같은 군사정권임에도 제1기 조합원수증가율이 제2기보다 높은 것은, 경기변동 요인과 구조변화 요인 및 제도적 요인에 기인한다. 제1기는 어느 시기보다 물가상승률이 높고 광공업취업자비중이 빠른 속도로 증가했으며, 제도적 요인(노동법)도 긍정적 요인으로 작용했다. 제2기는 제1기보다 물가상승률과 광공업취업자비중증가율 모두 낮을 뿐만 아니라, 정치적 요인과 제도적 요인 모두 최악이었다. 제3기에 조합원수증가율이 높은 것은, 주로 정치적 요인과 행위주체 요인에서 비롯되지만, 경기변동 요인과 구조변화 요인 역시 작용했다. 제3기와 달리 제4기에 조합원수가 계속 감소한 것은, 주로 정치적 요인(노동운동 탄압)과 구조변화 요인(광공업취업자비중 감소)에 기인한다. ([그림 8] 참조)

여섯째, 1999년에 조합원수가 증가세로 돌아선 것은, 광공업취업자비중이 증가한 것과 제도적 요인 특히 전교조 합법화에서 비롯된다. 그러나 장기적으로 광공업취업자비중은 감소하고, 물가상승률은 하락하고 있다. 따라서 앞으로 조합원수가 계속 증가할 것인가는, 한국의 노동조합이 제조업 이외에 서비스업 부문(중소영세업체·여성·비정규직) 조직화에 성공할 수 있는가, 공무원 단결권 보장, 산별노조로 조직형태 전환, 단체교섭구조 집중화, 노동조합의 고용보험 관리·운영 개입, 노동조합운동 내부적으로 수직적·수평적 통합 제고 등의 제도적 요인을 확보할 수 있는가에 달려 있다 하겠다. 그러나 적어도 단기적으로는 1997년 노동법 개정, 1998년 교원노조 합법화 등 제도적 요인의 효과가 계속될 것인 바, 조합원수는 증가할 것으로 전망된다.

) 북유럽의 겐트제도가 곧바로 한국에서 실시되기는 어려울 수 있다. 그러나 각국 노동조합 조직률에 현저한 차이가 발생하는 이유로 겐트제도가 주목되고 있음은, 설령 노동조합이 직접 실업보험을 관리·운영하지는 않는다 하더라도, 실업보험의 관리·운영에 적극 개입할 필요성이 있음을 시사한다.

<참고문헌>

김유선(1998),『노동조합운동의 현황과 과제』, 한국노동연구원.

김형배(1980), □한국 노동법의 변천□, 임종철·배무기 엮음,『한국의 노동경제』, 문학과지성사, pp.256-287.

박동(2000), "한국 노동체제의 변화와 사회협약의 정치에 관한 연구 : 1987-1998□, 고려대학교 대학원 정치외교학과 박사학위 논문.

신광영(1995), □산업사회에서의 노조 조직률 결정요인 연구□, 한국사회학회 편,『한국사회학』제29집, pp.585-616.

한국노동조합총연맹(1979),『사업보고』.

Bain, G. S. and Elsheikh, F.(1976), Union Growth and the Business Cycle : An Econometric Analysis, Basil Blackwell·Oxford.

Ebbinghaus, B. and Visser, J.(1999), "When Institutions Matter : Union Growth and Decline in Western Europe, 1950-1995", European Sociological Review, Vol.15, No.2, pp.137-159.

Feulie, P.(1991), □Unions as Antagonists, not Partners□, in G. Strauss, D. G. Gallagher and J. Fiortio(eds.), The State of the Unions, Industrial Relations Research Association, pp.85-92.

Western, B.(1995), "A Comparative Study of Working-Class Disorganization : Union Decline in Eighteen Advanced Capitalist Countries", American Sociological Review, Vol.60, pp.179-201.