노조가입 결정요인*

김유선**

노조가입 결정요인을 횡단면 분석한 결과 한국에서 노조가입은 노동자 개인의 노조가입의사(수요측면)가 아닌 노조가입 가능성(공급측면)에 주로 좌우되고, 노조유무는 기업체 규모와 밀접한 상관관계를 가지고 있다. 직무만족도는 무노조기업 노조가입의사에는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지만, 노조가입에는 유의미한 영향을 미치지 않는다. 앞으로 노조 조직률을 제고하려면 노조가입 가능성을 확대해야 하며, 이를 위해서는 제도적 요인과 행위주체 요인을 중시해야 한다.

I. 서론

노동조합은 자본주의 사회에 고유한 하나의 사회제도로서, 노동시장과 노사관계 영역을 넘어서서 정치, 경제, 사회적 영향력을 행사한다. 노동조합의 영향력은 조합원수(조직률), 조합원 구성, 수직·수평적 통합력, 작업장 대표성, 노조 지도력 등 여러 가지 척도로 측정할 수 있지만(Visser, 1992 : 17), 조합원수(조직률)가 노동조합의 영향력과 활동 영역을 상당 부분 규정한다는 점에서 대다수 연구자가 동의하고 있다. 조합원수가 노동조합의 재정적·조직적 생존 능력을 규정할 뿐만 아니라, 사용자나 여론, 사회에 미치는 영향력을 규정하기 때문이다(Riley, 1997 : 266). 따라서 □노동조합의 성장과 쇠퇴에 관한 연구는 각국 산업과 사회의 의사결정 과정에 미치는 노동조합의 영향력과 개입력을 평가하는 출발점□(Bain and Price, 1980 : 3)이라 할 수 있다.

노동조합의 성장과 쇠퇴에 관한 연구는 분석대상과 방법을 기준으로 할 때 크게 둘로 나눌 수 있다. 하나는 거시 수준에서 노동조합을 둘러싼 정치·경제·사회·제도 등 환경 요인이 미치는 영향을 시계열(또는 국제비교) 분석하는 것으로, 경기변동 가설, 구조변화 가설, 좌파정당 지배력 가설, 노사관계제도 가설, 노사관계 패러다임 전환 가설 등으로 구분할 수 있고, 국내 연구로는 김유선(2001)이 있다. 거시 변수를 사용하는 시계열 분석은 정치·경제·사회·제도 등 환경 요인이 조합원수 증감에 미치는 영향을 잘 파악할 수 있다는 점에서 장점을 갖지만, 이용 가능한 자료의 성격상 산업구조 이외에 다른 구조변화 효과를 포착하기 어렵고, 노동자 개인의 노조가입의사에 미치는 미시변수의 영향을 파악하기 어려우며, 행위주체 요인을 제대로 규명하지 못 한다는 점에서 한계가 있다(Feuille, 1991 : 89-91).

다른 하나는 미시 수준에서 노동자 개인의 노조가입의사에 영향을 미치는 요인을 횡단면 분석하는 것으로, 불만가설, 효용가설, 이념가설로 구분할 수 있고, 국내 연구로는 김현희(1994), 이재열·권현지(1996), 홍성우(1997), 조우현·유경준(1997)이 있다([표1] 참조). 불만가설은 직무불만을 해소하기 위한 하나의 수단으로 노조가입을 선택한다는 것이고, 효용가설은 노조가입에 따른 편익과 비용을 합리적으로 계산하여 효용을 극대화하는 방향에서 노조가입을 선택한다는 것이며, 이념가설은 노동자 개인의 정치적, 사회적 신념에 따라 노조가입을 선택한다는 것이다(Guest & Dewe, 1988 : 179-181, Wheeler & McClendon, 1991 : 50-59).

* 유익한 논평을 해 주신 익명의 논평자들에게 감사드립니다.

** 한국노동사회연구소 부소장(yskim@klsi.org)

) 영국, 미국 등 다른 나라의 선행 연구는 시계열분석은 Chaison & Rose(1991), 횡단면분석은 Riley(1997), Wheeler & McClendon(1991)을 참조바람.

[표1] 노조가입(의사)에 관한 국내 선행 연구
연구자	분석자료	분석방법	종속 변수	설명변수
				통계적 유의미		유의미하지 않음
김현희 (1994)	서울대학교인구발전문제연구소, □노동문제 및 노사관계에 대한근로자의식조사□(89년) 중 무노조기업 노동자 605명	로짓분석	무노조기업노조가입의사	남성(+), 수입(-), 육체노동자(+), 제조업(-),직장만족도중 근로시간(-)·고충처리(-)·승진가능성(-), 혁신정당 필요성(+), 집단행동 필요성(+), 노사협의회활동 긍정평가(-), 인사경영참여(+), 노조는 경제성장에 긍정적 영향(+)		연령, 기업규모, 직장만족도중 고용안정·산재위험성, 사회주의경제체제, 계급적 노동운동 필요성, 노조는 정치민주화·사회평등화에 긍정적 영향
이재열권현지 (1996)	대우경제연구소, □한국가구패널조사□ (93-94년) 봉급생활자중 93년 1976명, 94년 1,396명	로짓분석	유노조기업노조가입여부	93년	남자(+),임금(-),제조업(-),생산직(+)	연령, 학력, 직장만족도, 기업규모
				94년	임금(-), 생산직(+)	남자, 연령, 학력, 직장만족도, 제조업, 기업규모
			무노조기업노조가입의사	93년	남자(+), 연령(-), 학력(-), 직장불만족도중 수입(+) 근무시간(+)	임금, 직장불만족도중 근무환경, 기업규모, 제조업, 생산직
				94년	연령(+), 직장불만족도중 근무환경(+), 서비스직(-)	남자, 학력, 임금, 직장불만족도중 수입과근무시간, 기업규모, 제조업
홍성우 (1997)	광주지역노동자(603명, 제조업중심)설문조사(96년)	프라빗분석	자발적노조가입의사	한국노총더미(-), 조합원(+), 직장만족도중 산업안전(-), 학력(-)		민주노총더미, 노조성과, 직장만족도중 임금, 노동시간, 직종
조우현유경준 (1997)	대우경제연구소, □한국가구패널조사□ (93년) 정규직 남자 생산직 804명	프라빗분석	조합원여부	기업규모(+), 공무원더미(-), 직장만족도중 장래성(+), 고임서비스산업더미(+), 가구흑자규모(-)		임금격차, 학력, 경력, 기혼, 대도시거주, 공기업더미, 직장만족도중 업무내용·근무환경·직장안정성
주: 설명변수의 통계적 유의성은 유의수준 5%임. 단 홍성우(1996)의 한국노총 더미와 조우현·유경준(1997)의 가구흑자규모, 직장만족도중 장래성은 10% 유의수준임.

미시변수를 사용하는 횡단면 분석은 직무불만, 노조·사용자에 대한 태도, 정치적·이념적 신념과 함께 노동자 개인의 인적·사회적 속성을 설명변수(또는 통제변수)로 사용한다. 따라서 노동자 개인의 노조가입의사에 영향을 미치는 다양한 변수를 비교하고 그 차이를 포착할 수 있다는 점에서 장점이 있다(Elias, 1996 : 178-180). 그러나 특정 시점을 기준으로 한 분석이어서 정치·경제·사회·제도 등 환경 요인이 미치는 영향을 파악하기 어렵고, 인적·사회적 속성별 노조가입의사 차이를 규명하는 과정에서 □서비스업, 여성, 화이트칼라의 낮은 조직률은 낮은 가입성향에서 비롯된다. 전통적으로 조직률이 높은 부문(제조업 남성 육체 노동자)에서 고용이 감소하고, 낮은 부문(서비스업 여성 화이트칼라 노동자)에서 고용이 증가함에 따라, 전반적으로 조직률이 하락하고 있다□는 매우 정태적인 결론을 도출하기 십상이다. 그러나 이러한 결론은 전통적으로 조직률이 낮거나 조직화가 쉽지 않을 것으로 간주되던 부문에서 노동조합운동이 폭발적으로 성장한 역사적 경험과 배치된다. 더욱이 횡단면 분석은 지금 현재 조합원인 노동자들이 어떤 유형에 속하는지는 보여줄 수 있지만, 앞으로 조합원이 될 노동자들이 어떤 유형에 속할지는 보여주지 못한다. 예컨대 미국에서 노동조합이 가장 잘 조직된 부문은 교사인데, 이들은 구조변화 가설에서 조직화 성향이 낮다고 가정하는 (공공)서비스부문, 여성, 화이트칼라, 지식 노동자들이다(Chaison & Rose, 1991 : 14-15).

뿐만 아니라 지금까지 횡단면 분석은 불만가설, 효용가설, 이념가설 모두 노동자 개인의 노조가입의사(노조수요 측면)에 영향을 미치는 심리적 요인에 초점을 맞추어 왔다. 따라서 무노조기업 노동자들의 노조가입의사에 영향을 미치는 요인을 분석할 때는 나름대로 타당성을 갖지만, 노조가입행위 즉 조합원 여부를 종속변수로 할 때는 노조가입 가능성(노조공급 측면)을 간과하고 있다는 비판을 면하기 어렵다. 노동자 개인이 노조가입의사를 강하게 갖고 있다 하더라도 그가 일하는 기업에 노조가 조직되어 있지 않다면 스스로 노조를 결성하지 않는 한 조합원이 될 수 없다. 설령 노조가 조직되어 있다 하더라도 노조 규약이나 단체협약에 의해 노조가입자격이 제한된다면 조합원이 될 수 없다. 노조가 조직되어 있고 유니온샵으로 노조가입이 강제된다면 본인의 자발적 노조가입의사에 관계없이 조합원이 된다.

이러한 점을 반영하여 Guest & Dewe(1988: 179)는 □직무불만과 무노조기업 노동자들의 노조가입의사는 통계적으로 유의미한 정의 상관관계가 있다. 그러나 직무불만과 유노조기업 노동자들의 노조가입행위는 통계적으로 유의미한 상관관계가 없다. 이미 노조에 가입한 사람에게 직무불만 변수를 적용하는 것은 부적절하다□라 하고, Feulie(1991:85-86)는 □기존의 자발적 선택이론은 이미 유니온샵 조항이 있는 조직화된 사업장에 채용되었기 때문에 조합원이 된 사람들을 간과하고 있다□라 비판하고 있다. 그러나 이들은 노동자 개인의 노조가입행위(또는 조합원 여부)를 분석할 때 노조가입의사 이외에 노조가입 가능성을 설명변수(또는 통제변수)로 포함시켜야 한다는데는 이르지 못 하고 있다. 이에 비해 Peetz(1998:9-13)는 □노동자들의 노조가입성향과 노조가입 가능성을 함께 고려해야 한다□고 지적하고 있다.

이 글은 노동자 개인의 □노조가입 결정요인□에 대한 분석을 목적으로 한다. 지금까지 미시 수준에서 횡단면 분석이 명시적·암묵적으로 전제하고 있는 □노조가입은 노동자 개인의 노조가입의사에 좌우된다□는 가설 대신, □노조가입은 노조가입의사(노조수요 측면)와 노조가입 가능성(노조공급 측면)을 동시에 고려해야 한다. 한국에서는 양자 중 노조가입 가능성이 주된 결정요인이다□는 가설 하에 이를 검증한다. 그리고 기존의 불만가설, 효용가설, 이념가설의 타당성을 검증한다. 이용가능한 자료인 KLI 노동패널이 직무불만 이외에 이들 가설을 검증할 설문 문항이 없어 직접적인 검증은 불만가설로 제한된다. 노동자 개인의 인적·사회적 속성별 노조가입의사, 노조가입여부, 노조유무 등을 비교분석하면서 그 함의와 시사점도 찾는다.

II장에서는 KLI 노동패널 자료를 검토한 뒤 로짓분석에 사용할 종속변수와 설명변수를 요약한다. III장에서는 노조조직률, 유노조율, 유노조기업 노조가입률, 무노조기업 노조가입의사 등 기술통계를 요약한다. 노동부가 전산업과 남녀별 조직률 통계만 발표하고 있고, 지금까지 노동자의 인적·사회적 속성별 조직률 통계가 발표된 적이 없다는 점에서, 그 자체만으로도 의의가 있을 것으로 판단한다. IV장에서는 로짓분석(logistic regression analysis)을 통해 노조가입 결정요인을 분석한다. 설명변수를 인적 속성, 기업체 속성, 기업내 지위, 태도, 노조가입 가능성 5개 범주로 구분한 뒤, 범주별로 추가하면서 모형의 카이제곱 값(설명력) 변화를 살펴보고, 각 변수의 통계적 유의성과 로짓계수(승산비)를 살펴본다. V장에서는 이상의 분석이 갖는 함의를 살펴본다.

II. 자료 및 변수 검토

1. 자료 검토

[표2]는 KLI 노동패널 응답자들이 노조유무, 노조가입 여부 등의 설문에 응답한 결과이다. 첫째, KLI 노동패널은 조사 첫 해인 1998년에는 가중치 자료를 제공하고 있는데, 가중치(표본추출률과 응답률 고려)를 감안한 임노동자수는 846만명으로, 통계청 경제활동인구조사에서 임노동자수(1,219만명)와 상당한 차이가 있다. 이것은 KLI 노동패널이 표본추출 및 조사과정에 상당한 편의(bias)가 있음을 의미하는 바, KLI 노동패널을 근거로 우리 나라 조합원수는 128만명이라든지, 비정규직은 30%라는 식으로 규모(분포)를 추계하는 것은 심각한 오류를 범하게 된다. 따라서 이 글에서는 각 변수(속성)별 특성(비율)에 한정하여 자료를 사용한다.

둘째, [표2]에서 2차년도와 3차년도 신규 응답자는 노조관련 변수가 제대로 조사되지 않았다. 2차년도는 339명중 1명만 응답해 338명을 무응답 처리했고, 3차년도는 228명중 33명만 응답해 195명을 무응답 처리했다. 이 글에서는 신규 응답자를 제외한 기존 응답자만 분석대상으로 한다.

[표2] 연도별 응답자수 현황 (단위 : 명, 1차년도 가중치는 천명)
		1차년도(1998년)		2차년도(1999년)		3차년도(2000년)
		응답수	가중치	기존	신규	기존	신규
임노동자		4,011	8,463	3,800	339	3,657	228
노조유	소계	941	1,986	750	0	765	6
	가입	596	1,283	457	0	495	5
	미가입	345	703	293	0	270	1
	(가입자격무)	185	372	166	0	144	1
노조무/모름		3,070	6,474	3,050	1	2,888	27
무응답		1	4	0	338	4	195

셋째, 1, 2차년도 설문 문항은 노조유무, 노조가입 여부, 유노조기업에서 노조 미가입 이유를 묻고 있다. 따라서 1, 2차년도 자료에서는 조직률, 유노조율, 유노조기업 노조가입률만 파악할 수 있다. 이에 비해 3차년도는 □유노조기업 의무가입 여부□, □무노조기업 노조가입의사□를 추가로 묻고 있다. 3차년도 자료도 유노조기업에서 □자발적 노조가입의사□를 묻지 않아 한계가 있지만, 무노조기업 노조가입의사를 파악할 수 있고 노조가입 가능성을 통제할 수 있다는 점에서 장점이 있다. 이 글은 3차년도 자료를 분석대상으로 한다.

이상을 종합하면, 이 글의 분석대상은 [표3]과 같다. 분석대상 임노동자는 3,653명이고, 조합원은 495명(13.6%), 비조합원은 3,158명(유노조기업 270명, 무노조기업 2,888명)이다. 무노조기업 노동자 2,888명 가운데 □노조가입의사가 있다□고 응답한 사람은 615명(노조가입의사 비율 21.3%)이고, 유노조기업 노동자 765명 가운데 노조에 가입한 사람은 495명(노조가입률 64.7%)이다.

[표3] 3차년도 기존 조사자 응답 현황(단위:명,%)
노조수요 노조공급		노조가입의사			소계	임노동자
		유	무	모름
노조유	의무가입	345(9.4)			345(9.4)	3,653 (100.0)
	비의무가입	150(4.1)	126(3.4)		276(7.6)
	가입자격무	144(3.9)			144(3.9)
노조무/모름		615(16.8)	1,924(52.7)	349(9.6)	2,888(79.1)
주: 응답자 구분은 Peetz(1998 : 10)의 분류를 일부 수정·보완했음.

2. 변수 검토

종속변수는 모형에 따라 조합원 여부, 노조유무, 유노조기업 노조가입 여부, 무노조기업 노조가입의사 4가지를 사용한다. 단 무노조기업 노조가입의사에서 □잘 모르겠다□는 응답은 분석대상에서 제외한다.

설명변수는 모두 16개를 사용하는데, 이들 변수는 다시 인적 속성(남녀, 연령, 학력), 기업체 속성(산업, 기업체규모, 기업형태), 기업내 지위(임시일용, 파트타임, 직종, 근속, 임금), 태도(직무만족도, 사회경제적 지위), 노조가입 가능성(노조유무, 노조의무가입, 가입자격제한)으로 범주화한다([부표1] 참조). 인적 속성, 기업체 속성, 기업내 지위, 태도는 모든 모형에 포함하지만, 노조가입 가능성은 종속변수가 □조합원 여부□일 때만 포함한다. 설문 문항의 제약으로 직무만족도와 사회경제적 지위 이외의 태도 변수(노조·사용자에 대한 태도, 정치적·이념적 신념)는 설명변수에 포함시키지 못했다.

) 연령제곱을 설명변수에 포함시키는 경우가 많지만 포함시키지 않았다. 연령과 연령제곱의 상관관계가 0.985이고, 다중공선성 진단결과 분산팽창인자(VIF)가 40으로 10을 크게 상회하여 심각한 다중공선성이 의심되기 때문이다.

이밖에 KLI 노동패널(3차년도)은 직무만족도와 관련해서 10개 문항을 묻고 있다. 전반적 직무만족도를 제외한 9개 문항을 요인분석(factor analysis)과 신뢰도분석(responsibility analysis)을 통해 □직무만족도□ 1개 변수로 축소한다. 스스로 평가한 경제적 지위와 사회적 지위 문항도 □사회경제적 지위□ 1개 변수로 축소한다([표4] 참조).

[표4] 요인분석 및 신뢰도 분석결과
직무만족도	요인1	사회경제적 지위	요인1
임금 또는 소득	.658	경제적 지위	.971
취업의 안정성	.715	사회적 지위	.971
직무내용	.757
근로환경	.768
근로시간	.662
개인의 발전가능성	.756
의사소통 및 인간관계	.638
인사고과의 공정성	.747
복지후생	.722
고유치	4.604	고유치	1.885
설명분산	51.150	설명분산	94.266
신뢰도(크론바하 알파)	.879	신뢰도(크론바하 알파)	.939

III. 기술통계

1. 조직률

[표5]에서 조직률을 살펴보면, 남자(16.9%)가 여자(8.3%)보다 2배 높다. 연령별로는 25-34세 청년층(16.9%)이 가장 높고, 35-54세 장년층(14%대)이 다음으로 높다. 그러나 50대 후반 고령층은 2.7%밖에 안 되고, 15-24세 저연령층(10.2%)도 낮은 편에 속한다. 학력별로는 대졸이상 고학력층(19.6%)은 높고, 중졸이하 저학력층(7.5%)은 낮다.

산업별로는 커다란 편차를 보이고 있는데, 운수창고통신업(45.7%), 전기가스수도사업(30.4%), 금융보험업(23.4%), 제조업(20.0%)은 상대적으로 높고, 도소매업(5.9%), 숙박음식점업(2.0%), 기타공공사회개인서비스업(5.1%), 가사서비스업(0.0%) 등 민간서비스업은 매우 낮다. 기업규모별로 50인 미만 영세업체는 1.6%밖에 안 되는데, 규모가 클수록 조직률이 높아져 500-999인 기업체는 41.5%에 이르고 있다. 그러나 지금까지 알려진 것과 달리 1,000인 이상 기업체는 조직률이 26.5%로 100-299인(28.4%)과 엇비슷하다. 기업형태별로는 정부투자출연기관(38.0%)이 가장 높고 외국인 회사(28.1%)가 다음으로 높으며, 특정업체에 속하지 않는 노동자는 조직률이 0%이다.

고용형태별로는 상용직(17.3%), 풀타임(14.6%) 등 정규직은 높고, 임시직(1.2%), 일용직(1.0%), 파트타임(3.7%) 등 비정규직은 매우 낮다. 직종별로는 장치기계조작조립원(27.9%)이 가장 높고, 사무직(17.9%)이 다음으로 높다. 관리직(11.5%)도 상대적으로 높은 편에 속하지만, 단순노무직(4.3%)과 서비스판매직(3.6%)은 조직률이 매우 낮다. 임금계층별로는 고임금 계층일수록 조직률이 높고 저임금 계층일수록 낮다. 월 60만원 이하인 계층은 조직률이 3.8%인데, 월 150만원을 초과하는 고임금 계층은 24.9%이다.

이상을 요약하면 □노동시장에서 상대적으로 힘이 있는 계층(남자, 청장년층, 고학력층, 공공서비스업과 제조업, 대기업, 정규직, 생산직과 사무관리전문직, 고임금계층)은 조직률이 높고, 힘이 약한 계층(여자, 고령층과 저연령층, 저학력층, 민간서비스업, 영세기업, 비정규직, 단순노무직과 판매서비스직, 저임금계층)은 조직률이 매우 낮다□는 특징을 발견할 수 있다. 여기서 우리는 다음과 같은 의문을 갖게 된다. 노동시장에서 상대적으로 힘이 약한 계층, 노동조합의 보호를 가장 필요로 하는 계층에서 이처럼 조직률이 형편없이 낮은 이유는 무엇인가? 이들이 노동조합 필요성을 덜 느껴서, 노조가입성향이 낮아서 그러한가?

2. 유노조율과 노조가입률

) KLI 노동패널이 사업체 조사가 아닌 가구조사이므로 □노조유무□는 노동자 개인이 취업한 기업에 노조가 있을 확률(유노조율)로 해석할 수도 있고, 노조가 있는 기업에 취업할 확률(유노조기업 취업률)로 해석할 수도 있다.

이러한 의문에 답하기 위해 조직률을 유노조율과 노조가입률로 나누어 살펴보면, 남녀·연령별로는 조직률이 높은 계층이 유노조율과 노조가입률 모두 높다. 그러나 고학력층은 유노조율이 높고 노조가입률이 낮으며, 저학력층은 유노조율이 낮고 노조가입률이 높다. 따라서 중졸이하 저학력층의 낮은 조직률은 노조가입률이 낮은데서 비롯된 것이 아니라 유노조기업에 취업할 확률이 낮은데서 비롯된 것이며, 대졸이상 고학력층의 높은 조직률은 노조가입률이 높은데서 비롯된 것이 아니라 유노조기업에 취업할 확률이 높은데서 비롯된 것임을 알 수 있다.

산업별로는 교육서비스업(39.0%)과 보건사회복지사업(42.9%)을 제외한 모든 산업에서 노조가입률이 50%를 상회한다. 그러나 유노조율은 산업별로 매우 커다란 편차를 보이고 있다. 특히 건설업(9.9%)과 도소매업(11.5%), 숙박음식점업(3.4%), 부동산임대사업서비스업(10.7%), 기타서비스업(8.5%) 등 민간서비스업은 매우 낮다. 따라서 민간서비스업의 낮은 조직률은, 노동자들의 노조가입률이 낮은데서 비롯된 것이 아니라 이들 산업에 노동조합이 제대로 공급되지 않은데서 비롯된 것임을 알 수 있다. 기업규모별로도 노조가입률은 57-77%로 큰 차이가 없다. 그러나 유노조율은 50인 미만 영세업체(2.8%)와 300-499인 기업(61.1%) 사이에 차이가 크다. 이러한 특징은 기업형태별로도 마찬가지이다. 민간기업, 외국인회사, 정부투자출연기관의 노조가입률은 68-75%로 뚜렷한 차이가 없지만, 유노조율은 각각 19.6%, 37.5%, 55.3%로 크게 차이가 난다.

고용형태별로는 임시직(14.3%)을 제외하면 노조가입률이 57-67%로 엇비슷하다. 그러나 노조가 있는 기업에 취업할 확률이 상용직과 풀타임은 20%를 상회하지만, 임시직과 일용직, 파트타임은 한 자리수이다. 여기서 임시직의 노조가입률이 일용직이나 파트타임보다 크게 낮은 것은, 단체협약이나 규약에서 임시직의 노조가입자격을 제한하는 경우가 많기 때문이다. 이것은 유노조기업에서 노조에 가입하지 않은 이유로 임시직 가운데 65.7%가 □노조가입 자격이 없어서□에 응답한 데서도 확인할 수 있다. 직종별로 관리직과 전문직은 유노조율이 높고 노조가입률은 낮은데, 서비스판매직과 단순노무직은 노조가입률은 높은 편에 속하지만 유노조율은 가장 낮다. 임금계층별로도 노조가입률은 58-72%로 큰 차이가 없는데, 유노조율은 7-42%로 크게 차이가 난다.

이상을 요약하면 노동자의 인적·사회적 속성에 따른 조직률 차이는 주로 유노조율에서 비롯되고 있다. 노동시장에서 상대적으로 힘이 있는 계층에서 조직률이 높은 것은, 이들의 노조가입률(또는 노조가입성향)이 높아서가 아니라 노조가 있는 기업에 취업할 확률이 높기 때문이다.

[표5] 노조 조직률, 유노조율, 노조가입률, 무노조 가입의사 (단위 : 명, %)
		노동자수	조직률	유노조율	유노조기업			무노조기업 노조가입의사
					노조가입률	가입자격무	가입률2
전체		3653	13.6	20.9	64.7	18.8	79.7	21.3
남녀	여자	1434	8.3	14.9	55.9	19.2	69.2	18.4
	남자	2219	16.9	24.9	68.1	18.7	83.7	23.4
연령	24세이하	451	10.2	18.2	56.1	23.2	73.0	24.9
	25-34세	1139	16.9	23.9	71.0	13.6	82.1	29.5
	35-44세	1089	14.1	22.1	63.9	17.0	77.0	19.6
	45-54세	643	14.5	22.4	64.6	25.7	86.9	14.8
	55세이상	331	2.7	7.9	34.6	38.5	56.3	8.9
교육	중졸이하	938	7.5	9.6	77.8	15.6	92.1	11.9
	고졸	1623	14.6	20.2	72.3	16.2	86.2	23.7
	전문대졸	360	12.5	23.6	52.9	17.6	64.3	30.2
	대졸이상	731	19.6	35.8	54.6	23.7	71.5	26.4
산업	농림어업	39	7.7	12.8	60.0	20.0	75.0	11.8
	제조업	1024	20.0	28.2	70.9	17.3	85.8	25.4
	전기가스수도사업	23	30.4	43.5	70.0	30.0	100.0	15.4
	건설업	394	5.3	9.9	53.8	17.9	65.6	19.4
	도소매업	427	5.9	11.5	51.0	26.5	69.4	21.7
	숙박음식점업	205	2.0	3.4	57.1	42.9	100.0	10.6
	운수창고통신업	234	45.7	56.8	80.5	15.0	94.7	26.7
	금융보험업	188	23.4	35.6	65.7	26.9	89.8	24.8
	부동산사업서비스	280	7.5	10.7	70.0	20.0	87.5	26.0
	공공행정	211	1.9	3.8	50.0	50.0	100.0	16.7
	교육서비스업	282	11.3	29.1	39.0	11.0	43.8	18.5
	보건사회복지사업	103	11.7	27.2	42.9	25.0	57.1	25.3
	기타서비스업	118	5.1	8.5	60.0	10.0	66.7	18.5
	가사서비스업	55	0.0	0.0				1.8
기업규모	50인미만	1821	1.6	2.8	56.9	21.6	72.5	18.8
	50-99인	263	17.9	26.6	67.1	14.3	78.3	25.9
	100-299인	261	28.4	41.0	69.2	17.8	84.1	33.8
	300-499인	113	37.2	61.1	60.9	20.3	76.4	43.2
	500-999인	123	41.5	53.7	77.3	13.6	89.5	28.1
	1000인이상	820	26.5	41.8	63.3	20.1	79.2	24.3
기업형태	민간회사개인업체	2820	13.2	19.6	67.6	19.7	84.2	22.0
	외국인회사	32	28.1	37.5	75.0	16.7	90.0	35.0
	정부투자출연기관	150	38.0	55.3	68.7	19.3	85.1	35.8
	법인단체	103	13.6	42.7	31.8	18.2	38.9	25.4
	정부기관	356	11.2	19.9	56.3	11.3	63.5	18.2
	특정업체비소속	160	0.0	0.6	0.0	100.0		6.9
종사상 지위	상용	2784	17.3	25.8	67.0	16.6	80.3	25.3
	임시	425	1.2	8.2	14.3	65.7	41.7	10.8
	일용	410	1.0	1.7	57.1	28.6	80.0	11.4
풀타임 파트타임	풀타임	3294	14.6	22.5	64.8	18.8	79.7	22.6
	파트타임	324	3.7	6.5	57.1	23.8	75.0	11.6
임금	60만원미만	659	3.8	6.5	58.1	23.3	75.8	13.8
	60-80만원	859	7.5	11.9	62.7	22.5	81.0	19.9
	81-109만원	649	14.2	19.7	71.9	12.5	82.1	24.2
	110-150만원	843	18.3	26.2	69.7	14.5	81.5	27.0
	150만원초과	643	24.9	42.1	59.0	23.2	76.9	22.8

[표5] (계속)
		노동자수	조직률	유노조율	유노조기업			무노조기업 노조가입의사
					노조가입률	가입자격무	가입률2
직종	입법공무원관리자	26	11.5	34.6	33.3	44.4	60.0	5.9
	전문가	285	14.7	37.2	39.6	16.0	47.2	22.9
	기술공준전문가	573	14.3	27.4	52.2	29.3	73.9	24.0
	사무직원	542	17.9	27.1	66.0	21.8	84.3	28.4
	판매서비스근로자	474	3.6	6.5	54.8	25.8	73.9	16.5
	농어업숙련근로자	31	0.0	3.2	0.0	0.0	0.0	10.0
	기능원	654	13.5	17.1	78.6	14.3	91.7	22.0
	장치기계조작조립	502	27.9	32.7	85.4	7.9	92.7	25.4
	단순노무직	506	4.3	6.3	68.8	25.0	91.7	14.3
주 : 1) 조직률=조합원수÷노동자수×100 = 유노조율×노조가입률÷100 2) 유노조율=유노조기업 노동자수÷노동자수×100 3) 노조가입률=조합원수÷유노조기업 노동자수×100 4) 가입자격무=가입자격없는 노동자수÷유노조기업 노동자수×100 5) 가입률2=조합원수÷유노조기업 가입자격있는 노동자수×100 6) 노조가입의사=가입의사있는 노동자수÷무노조기업 노동자수×100 7) 임금계층은 5분위계층으로 구분했음.

3. 무노조기업 노조가입의사

무노조기업 노조가입의사를 현재 조직률과 비교하면, 남녀, 연령, 학력별로는 모든 계층에서 노조가입의사가 조직률보다 높고, 노조가입의사와 조직률 사이에 높은 상관관계가 있다. 남자가 여자보다 조직률과 노조가입의사 모두 높지만, 노조가입의사에서 남녀간 차이는 크게 축소된다. 연령별로는 25-34세 이하 청년층이 가장 높고, 15-24세 저연령층이 다음으로 높으며, 35세 이후는 나이가 들수록 노조가입의사가 하락하고 있다.

조직률이 가장 높은 운수창고통신업과 전기가스수도사업을 제외하면 모든 산업에서 노조가입의사가 조직률보다 높다. 특히 조직률이 크게 낮은 민간서비스업도 노동자들의 노조가입의사는 낮지 않다. 기업규모와 기업형태별로도 노조가입의사와 조직률 사이에 높은 상관관계가 있다. 500인 이상 대기업과 정부투자출연기관을 제외하면 모든 계층에서 노조가입의사가 조직률보다 높은데, 조직률이 1.6%밖에 안 되는 50인 미만 중소영세업체 노동자도 노조가입의사는 18.8%나 된다.

임금계층별로 월임금 150만원을 초과하는 고임금계층을 제외하면 모든 계층에서 노조가입의사가 조직률보다 높고, 노조가입의사와 조직률 사이에 높은 상관관계가 있다. 임시, 일용, 파트타임 등 비정규직 노동자들도 노조가입의사는 10%가 넘는다. 직종별로 관리직을 제외한 모든 직종에서 노조가입의사가 조직률보다 높다. 특히 판매서비스직과 단순노무직은 조직률 4%대로 매우 낮지만, 무노조기업 노동자들의 노조가입의사는 14-16%를 보이고 있다.

이상을 요약하면 다음과 같다. 첫째, 조직률과 무노조기업 노조가입의사 사이에 높은 상관관계가 있다. 이것은 현재 노동조합의 인적·사회적 속성별 조직률이 무노조기업 노동자들의 노조가입의사에 하나의 준거로 작용하기 때문인 것으로 해석된다. 둘째, 조직률이 높은 운수창고통신업과 전기가스수도사업, 500인 이상 대기업, 정부투자출연기관, 월임금 150만원을 초과하는 고임금 계층, 관리직을 제외한 모든 계층에서 무노조기업 노조가입의사가 조직률보다 높다. 셋째, 조직률이 극히 낮은 중소영세업체, 비정규직, 여성, 건설업과 민간서비스업 등도 노조가입의사는 10-20%대로 현재 조직률보다 크게 높다.

IV. 로짓분석 결과

1. 모형

가. 조합원 여부

[표6]에서 (모형1), (모형2), (모형3)은 종속변수를 □조합원 여부□로 할 때 로짓분석 결과이다. (모형1)은 인적 속성, 기업체 속성, 기업내 지위, 태도를 설명변수로 한 모형이고, (모형2)는 (모형1)에 노조유무를 추가한 모형이며, (모형3)은 노조의무가입, 가입자격제한을 다시 추가한 모형이다. 여기서 다음과 같은 특징을 발견할 수 있다.

첫째, (모형1)에서 인적 속성, 기업체 속성, 기업내 지위, 태도를 단계적으로 추가하면서 모형 카이제곱 값의 변화를 살펴보면 각각 93.898***, 644.528***, 146.783***, 0.330으로, 기업체속성이 가장 커다란 영향을 미치고, 태도 변수는 통계적 유의성이 없다.

둘째, □노조유무□ 변수를 추가하면 모형 카이제곱 값이 885.5에서 1886.4로 증가하고, 설명력도 43.5%에서 80.2%로 증가하며, □기업체 속성□의 통계적 유의성이 모두 상실된다. 여기에 □노조의무가입□과 □가입자격제한□을 추가하면 (모형3)의 카이제곱 값이 2370.4로 증가하고, 설명력은 94.3%로 증가한다. 이것은 조합원 여부가 노동자 개인의 노조가입성향(수요측면)보다 노조가입 가능성(공급측면)에 주로 좌우되며, 노조유무와 기업체 속성 사이에 밀접한 상관관계가 있음을 말해준다.

셋째, 기업별 노동조합을 주된 조직형태로 하는 한국의 노동 현실에서 조합원 여부는, 취업한 기업에 노조가 있을 것, 규약이나 단체협약에서 조합원 자격이 부여될 것을 선행조건으로 한다. 노동자 개인의 노조가입성향이 높다 하더라도 이러한 선행조건이 충족되지 않으면 조합원이 될 수 없다. 이러한 점을 감안하여 노조유무(1개 변수)와 노조가입 가능성(3개 변수) 각각을 설명변수로 하는 모형의 카이제곱 값을 살펴보면, 노조유무가 1714.6(설명력 74.7%), 노조가입 가능성이 2266.8(설명력 91.4%)이다. 취업한 기업에 노동조합이 있는가, 샵 조항이 유니온샵인가 오픈샵인가, 조합원 가입범위가 어디까지인가가 조합원 여부를 이미 90% 이상 규정하고 있는 것이다.

넷째, 노조유무를 통제한 (모형2)는 유노조 기업에서 노조가입 여부를 종속변수로 한 (모형5)와 설명변수의 통계적 유의성과 로짓계수 값이 모두 동일하다. 이것은 노동자들이 노조가입 여부를 결정할 때 노조유무가 사전에 주어져 있어 내생성(endogeneity) 문제가 발생하지 않음을 반영한 것으로 해석된다.

나. 노조유무

(모형4)는 □노조유무□를 종속변수로 할 때 로짓분석 결과이다. 인적 속성, 기업체 속성, 기업내 지위, 태도를 단계적으로 추가하면서 카이제곱 값 변화를 살펴보면 각각 175.320***, 974.389***, 92.007***, 3.355로, 기업체속성이 가장 커다란 영향을 미치고, 태도 변수는 통계적 유의성이 없다. 더욱이 기업체 속성으로 범주화한 산업, 기업체규모, 기업형태 각각을 설명변수로 하는 모형의 카이제곱 값은 기업체 규모 915.045***, 산업 245.187***, 기업형태 188.623***이고, 설명력은 기업체 규모 36.9%, 산업 10.2%, 기업형태 7.8%이다. 기업별 노조를 주된 조직형태로 하는 한국의 노동현실에서 기업체 속성 그 가운데서도 기업체 규모가 노조유무를 결정짓는 가장 커다란 요인인 것이다.

다. 유노조기업 노조가입성향

KLI 노동패널은 유노조기업 노동자들을 대상으로 자발적 노조가입의사를 묻지 않고 있다. 다만 (모형3)이 노조가입 가능성(노조공급 측면)을 모두 통제한 것이므로, 각 설명변수의 통계적 유의성과 로짓계수 값을 유노조기업 노조가입성향(노조수요 측면)으로 해석할 수는 있다. 앞서 노조가입 가능성 3개 변수의 카이제곱 값이 2266.8(설명력 91.4%)임을 살펴본 바 있다. 여기에 인적 속성, 기업체 속성, 기업내 지위, 태도를 단계적으로 추가하면서 카이제곱 값 변화를 살펴보면 각각 28.762***, 26.287*, 48.118***, 0.517로, 노동자 개인의 자발적 선택 여지가 매우 좁고, 태도 변수는 통계적 유의성이 없다. 이러한 특징은 효용가설과 이념가설을 검증할 수 있는 설문 문항이 추가되더라도 크게 달라지지 않을 것으로 판단된다.

) (모형3)을 곧바로 유노조기업 노조가입성향으로 해석하는 것은 신중을 기한다. 그것은 [표3]에서 유노조기업 노동자(765명) 가운데 의무가입(345명)과 가입자격제한(144명)을 제외한 276명(가입 150명, 비가입 126명)의 노조가입성향으로 해석하는 것이 타당하기 때문이다.

라. 무노조기업 노조가입의사

(모형6)은 종속변수가 무노조기업 노조가입의사이고, 설명변수가 인적 속성, 기업체 속성, 기업내 지위, 태도인 모형으로, 다음과 같은 특징을 발견할 수 있다.

첫째, 지금까지 모형과 달리 직무만족도와 무노조기업 노조가입의사 사이에 통계적으로 유의미한 부(-)의 상관관계가 있다. 직무만족도가 높을수록 노조가입의사가 낮고, 직무불만족도가 높을수록 노조가입의사가 높다. 이것은 한국에서도 무노조기업 노조가입의사와 관련해서는 불만가설이 적용 가능함을 시사한다.

둘째, 인적 속성, 기업체 속성, 기업내 지위, 태도 4개 범주 모두 통계적 유의성을 갖지만, 이들 4개 범주 모두를 설명변수로 하더라도 모형의 카이제곱 값은 213.3***으로 설명력이 13.5%밖에 안 된다. 이것은 설명변수에 효용가설, 이념가설 등을 확인할 수 있는 문항이 포함되지 않은데서 비롯된 측면도 있지만, 이보다는 무노조기업 노조가입의사가 아직 현실화되지 않은 가입성향인데서 비롯된 것으로 해석된다.

2. 설명변수

가. 인적 속성

남녀별로 무노조기업 노조가입의사와 노조유무는 통계적으로 유의미한 차이가 없다. 그러나 유노조기업 노조가입성향은 여자가 남자보다 크게 낮다. 이것은 기존의 노조활동이 남성 중심으로 이루어지고 있어 가사노동의 이중 부담을 짊어지고 있는 여성에게 노조에 가입할 유인을 제공하지 못 하고 있기 때문이며, 그나마 여성의 조직률이 8.3%라도 되는 것은 유니온 샵 등에 기인하는 바가 큰 것으로 해석된다.

연령별로는 무노조기업 노조가입의사와 유노조기업 노조가입성향 모두 젊은 층일수록 높고 나이가 든 층일수록 낮다. 이것은 □청년층 내지 신세대는 노동조합에 무관심하다□는 주장이 객관적 사실에 기초하지 않은 것임을 의미한다. 물론 노조활동 참여도와 노조가입의사는 성격을 달리 하기 때문에 이것만으로 젊은 층의 노조활동 참여도가 높다고 할 수는 없지만, 적어도 노조가입의사는 젊은 층이 더 적극적이라 할 수 있다.

나. 기업체속성

기업체규모별로 무노조기업 노조가입의사와 유노조기업 노조가입성향 및 노조유무 모두 통계적으로 유의미하다. 앞서 살펴본 기술통계에서 조직률과 유노조기업 노조가입률은 500-999인이 가장 높고, 유노조율과 무노조기업 노조가입의사는 300-499인이 가장 높다. 이러한 특징은 다른 변수를 통제한 로짓분석 결과에서도 크게 달라지지 않는다. 노조유무와 무노조기업 노조가입의사는 300-499인이 가장 높고, 유노조기업 노조가입성향은 50-299인이 가장 높다. 즉 노조 조직률, 유노조율, 노조가입의사는 기업체규모에 비례하는 것이 아니라, 500-999인 또는 300-499인에서 정점을 이루고 있다. 그 원인으로는 □일정 범위 내의 기업체규모가 노조활동에 최적 규모□라거나 □1천인 이상 거대기업에서 인적자원관리 시스템 발달과 내부노동시장 형성□ 등을 상정해 볼 수 있으나 이 점은 추후 별도의 연구가 필요할 것으로 판단된다.

기업형태별로도 무노조기업 노조가입의사와 유노조기업 노조가입성향 및 노조유무 모두 통계적 유의성이 있다. 그러나 민간기업과 외국인회사, 정부투자출연기관 사이에 통계적으로 유의미한 차이가 없고, 법인단체와 정부기관에서만 유의미한 차이가 있다. 따라서 앞서 살펴본 기술통계에서 □민간기업 < 외국인회사 < 정부투자출연기관□ 순으로 발견되는 조직률, 유노조율, 무노조기업 노조가입의사는, 기업형태 이외의 다른 요인 즉 기업체규모 등의 영향에 기인하는 것으로 해석된다. 따라서 기술통계를 근거로 민간업체보다 정부투자출연기관이나 외국인회사가 노동조합에 우호적이라고 해석하는 것은 섣부른 일이 될 것이다. 이에 비해 정부기관이 노조유무와 무노조기업 노조가입의사 모두 낮은 것은 공무원 단결권이 금지되고 있는데서 비롯된 것으로 해석된다.

산업별로는 무노조기업 노조가입의사와 유노조기업 노조가입성향 모두 통계적 유의성이 없고, 노조유무만 유의미하다. 그러나 노조유무 역시 광공업과 공공서비스업, 농어업건설업은 유의미한 차이가 없고, 민간서비스업만 유의미하게 낮다. 민간서비스업의 낮은 조직률은 노동자들의 노조가입성향이 낮아서가 아니라, 노동조합이 제대로 공급되지 않는데서 비롯되고 있는 것이다.

다. 기업내 지위

다른 나라에서 선행 연구는 파트타임 고용이 노조가입에 미치는 부정적 영향을 보고하고 있다(Riley, 1997 : 272). 실제로 우리 나라에서도 기술통계를 살펴보면 파트타임 조직률은 3.7%로 풀타임(14.6%)보다 크게 낮다. 그러나 로짓분석 결과를 살펴보면 파트타임은 노조유무와 노조가입의사 모두 (-) 상관관계를 보이지만 통계적 유의성이 없다. 이것은 우리 나라에서 파트타임이 대부분 임시일용직을 겸하고 있는데서 비롯된 것으로 해석되는데, 상용직과 임시일용직은 유노조기업 노조가입성향을 제외하면 모두 통계적으로 유의미한 차이를 보이고 있다. 더욱이 임시일용직의 무노조기업 노조가입의사는 승산비가 0.5이고, 노조유무도 승산비가 0.5인데, 유노조기업 노조가입성향은 통계적 유의성은 낮지만 승산비가 0.001로 사실상 0이라 할 수 있다. 이것은 기업 내에서 임시일용직의 불안정한 지위와 기존 노조의 □정규직 중심□ 폐쇄적 조직운영이 한데 맞물린 결과로 해석된다. 따라서 현행 기업별 노조체계에서는 유니온 샵 등으로 노조가입을 강제하지 않는 한 임시일용직 조직률 제고는 쉽지 않을 것이며, 최근의 임시일용직 확대가 조직률 제고에 부정적 영향을 미치고 있는 것으로 판단된다.

직종별로 무노조기업 노조가입의사는 통계적으로 유의미한 차이가 없다. 그러나 노조유무는 직종별로 뚜렷한 차이가 난다. 생산직을 기준으로 할 때 관리전문직과 사무직은 승산비가 0.6이고, 노무직은 0.4, 판매서비스직은 0.3으로, 생산직이 가장 높고 판매서비스직이 가장 낮다. 유노조기업 노조가입성향은 관리전문직만 유의미하게 낮다. 판매서비스직은 통계적 유의성은 낮지만 승산비가 0.2로 매우 낮다. 따라서 판매서비스직의 낮은 조직률은 노조가 있는 기업에 취업할 확률과 유노조기업 노조가입성향 모두 낮은데서 비롯된 것으로 해석되는데, 기존의 노동조합 조직형태와 활동방식을 변화시키지 않는 한 판매서비스직 조직률 제고 역시 쉽지 않을 것으로 판단된다.

라. 태도

직무만족도는 무노조기업 노조가입의사에 통계적으로 유의미한 부정적 영향을 미치지만, 유노조기업 노조가입성향에는 유의미한 영향을 미치지 않는다. 따라서 □불만가설은 우리 나라에서도 적용가능하다. 그러나 무노조기업 노조가입의사에만 영향을 미칠 뿐, 유노조기업 노조가입성향이나 노조가입행위에는 영향을 미치지 않는다□고 결론지을 수 있다. 이밖에 사회경제적 지위는 무노조기업 노조가입의사에 통계적으로 유의미한 긍정적 영향을 미치지만, 유노조기업 노조가입성향에는 유의미한 영향을 미치지 않는다.

설문 문항의 제약으로 효용가설, 이념가설을 직접 검증할 수는 없지만, 이들 가설을 검증할 설문 문항을 추가하더라도 이들 태도 변수는 □무노조기업 노조가입의사에는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지만, 유노조기업 노조가입성향이나 노조가입행위에는 유의미한 영향을 미치지 못 한다. 설령 통계적으로 유의하다 하더라도 그 설명력은 매우 취약할 것이다□고 잠정 결론지을 수 있다. 그것은 노조가입 가능성이 노동자 개인의 노조가입의사를 압도하는 지배적 결정요인으로 작용하고 있기 때문이다(Seeber, 1991: 99).

[표 6] 로짓분석 결과
		모형1		모형2		모형3		모형4		모형5		모형6
		계수	승산비	계수	승산비	계수	승산비	계수	승산비	계수	승산비	계수	승산비
종속변수		조합원 여부						노조유무		(유노조)노조가입		(무노조)가입의사
인적속성	성(남자)	.414**	1.513	.611*	1.842	1.273**	3.571	.177	1.194	.611*	1.842	.192	1.211
	연령	-.029***	.972	-.066***	.936	-.061*	.941	-.008	.992	-.066***	.936	-.028***	.972
	학력	*		*		**		**		*		*
	고졸	-.194	.824	-.810	.445	-1.842*	.159	.072	1.075	-.810	.445	.383*	1.467
	전문대졸	-.430	.650	-1.392**	.249	-1.938*	.144	.225	1.252	-1.391**	.249	.528*	1.696
	대졸이상	.192	1.211	-.703	.495	-.344	.709	.628**	1.873	-.703	.495	.502*	1.652
기업속성	산업	***						***
	공공서비스업	.388*	1.474	.432	1.540	1.396*	4.037	-.033	.968	.432	1.540	-.404*	.668
	민간서비스업	-.500*	.607	.165	1.179	.850	2.339	-.836***	.433	.165	1.179	-.242	.785
	농어업건설업	-.363	.696	-.324	.723	-.055	.946	-.313	.732	-.324	.723	.087	1.091
	기업체규모	***				*		***				***
	50-99인	2.072***	7.939	.598	1.818	2.774*	16.021	1.986***	7.288	.597	1.818	.317	1.372
	100-299인	2.701***	14.896	.611	1.842	2.208*	9.099	2.655***	14.226	.611	1.842	.625**	1.868
	300-499인	3.130***	22.873	-.062	.939	.766	2.151	3.543***	34.555	-.062	.939	1.043**	2.839
	500-999인	3.304***	27.214	.972	2.642	1.517	4.557	3.163***	23.650	.972	2.642	.405	1.500
	1000인이상	3.137***	23.044	.143	1.154	2.156*	8.639	3.422***	30.624	.143	1.154	.893***	2.443
	기업형태	***				*		***				**
	외국인회사	.145	1.156	.466	1.594	1.355	3.878	-.055	.947	.466	1.594	.190	1.209
	정부투자출연	.268	1.307	.236	1.266	-.615	.540	.439	1.552	.236	1.266	.680	1.973
	법인단체	-.345	.708	-1.006*	.366	-2.637**	.072	.695*	2.003	-1.006*	.366	.308	1.360
	정부기관	-1.642***	.194	.266	1.304	-.810	.445	-1.942***	.143	.266	1.304	-.590*	.554
	업체비소속	-2.830	.059	-4.848	.008	3.987	53.885	-.654	.520	-3.261	.038	-.792	.453
	기타	-.153	.859	5.036	153.852	5.484	240.912	-1.014	.363	4.215	67.713	.550	1.734
기업내지위	임시일용직	-1.940***	.144	-2.595***	.075	-7.484	.001	-.633**	.531	-2.595***	.075	-.718***	.488
	파트타임	.034	1.034	.615	1.850	-1.139	.320	-.390	.677	.615	1.850	-.231	.794
	직종	***		***		***		***		***
	관리전문직	-1.275***	.279	-1.893***	.151	-3.534***	.029	-.508**	.602	-1.893***	.151	-.303	.738
	사무직	-.916***	.400	-1.380***	.251	-1.164	.312	-.496**	.609	-1.380***	.252	-.118	.889
	판매서비스직	-1.679***	.186	-1.266*	.282	-1.619	.198	-1.128***	.324	-1.266*	.282	-.363	.695
	노무직	-.914**	.401	-.196	.822	.400	1.493	-.864***	.421	-.196	.822	-.171	.843
	근속3년이상	.893***	2.442	.635*	1.887	.604	1.829	.704***	2.023	.635*	1.887	-.127	.881
	로그임금	.149	1.161	.214	1.238	1.169*	3.220	.150	1.162	.214	1.238	-.053	.948
태도	직무만족도	.027	1.028	.143	1.154	-.276	.759	-.018	.982	.143	1.154	-.339**	.712
	사회경제지위	-.054	.947	-.396**	.673	.129	1.138	.154	1.167	-.396**	.673	.160*	1.174
가입가능성	노조유무			13.40****	660286	15.272***	4290025
	의무가입					19.448***	2.8E+08
	가입자격제한					-15.52***	.000
상수		-2.464***	.085	-9.068	.000	-12.320	.000	-3.136***	.043	4.331***	76.058	.469	1.599
N		3200		3200		3200		3200		682		2234
모형[eqn: chi^2](자유도)		885.539***(29)		1886.447***(30)		2370.444***(32)		1245.070***(29)		171.845***(29)		213.191***(29)
-2LL		1706.228		705.319		221.322		2070.563		705.310		2302.613
Nagelkerke R2		.435		.802		.943		.500		.308		.135

주 : *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의미. 통계적 유의성은 LR test 결과임.

) 로짓계수의 통계적 유의성을 판단하는 방법 가운데 LR test가 Wald test보다 정확하다. Wald test는 계산이 간편하다는 장점이 있지만, 로짓계수 값이 클 때 표준오차 추정치가 인플레되어 귀무가설이 거짓임에도 귀무가설을 기각하지 못 한다는 점에서 결함이 있다(Menard, 1995 : 38-39). 실제로 Wald test 결과 로짓계수값이 큰 변수(예:노동조합 유무 등)는 표준오차가 인플레되어 통계적 유의성이 없는 것으로 나타난다. 따라서 통계적 유의성은 LR test를 사용하여 검정했다.

V. 결론

지금까지 미시변수를 사용하는 횡단면 분석은 불만가설, 효용가설, 이념가설 모두 노동자 개인의 노조가입의사에 영향을 미치는 심리적 요인과, 노동자 개인의 인적·사회적 속성에 따른 노조가입의사 차이를 규명하는데 초점을 맞추어 왔다. 그러나 이러한 분석은 무노조기업 노동자들의 노조가입의사에 영향을 미치는 요인을 분석할 때는 나름대로 타당성을 갖지만, 노조가입행위에 영향을 미치는 요인 즉 노조가입 결정요인을 분석할 때는 노조가입 가능성(노조공급 측면)을 간과하고 있다는 비판을 면하기 어렵다. 실제로 불만가설에 따라 직무만족도가 노조가입의사 및 노조가입에 미치는 영향을 분석한 결과, 무노조기업 노조가입의사에는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지만, 유노조기업 노조가입성향 및 노조가입행위에는 유의미한 영향을 미치지 않는다. 또한 조합원 여부를 종속변수로 하는 모형에 노조가입 가능성을 설명변수(또는 통제변수)로 추가한 결과, 노조가입 가능성이 지배적 결정요인이며, 노동자 개인의 인적·사회적 속성별 로짓계수 값(승산비)이 크게 달라짐을 확인할 수 있었다.

여기서 우리는 다음과 같은 함의를 끌어낼 수 있다. 첫째, 지금까지 횡단면 분석이 명시적·암묵적으로 전제하고 있는 □노조가입은 노동자 개인의 노조가입의사에 좌우된다□는 가설은 노조공급 측면을 고려하지 않은 것으로 부적절하다. 노조가입 결정요인을 분석할 때는 노조가입의사(노조수요 측면)와 노조가입 가능성(노조공급 측면)을 동시에 고려해야 한다. 실증분석 결과 한국에서 노조가입은 노동자 개인의 노조가입의사가 아닌 노조가입 가능성에 좌우되고 있다. 무노조기업 노동자들 가운데 □노조가입의사가 있다□고 응답한 사람이 현재 조합원수를 크게 상회함에도 이들의 노조가입의사가 현실화되지 않는데는, 노조가입 가능성이 노동자 개인의 의사를 압도하는 제약조건으로 기능하고 있기 때문이다.

둘째, 이 글에서는 자료의 제약으로 불만가설, 효용가설, 이념가설 가운데 불만가설만 타당성을 검증했다. 그 결과 □불만가설은 우리 나라에서도 적용 가능하다. 그러나 무노조기업 노조가입의사에는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지만, 노조가입 결정요인으로는 통계적으로 유의미한 영향이 없다□는 결론을 끌어낼 수 있었다. 비록 효용가설과 이념가설을 직접 검증할 수는 없었지만, 이러한 결론은 이들 가설에 대해서도 마찬가지로 적용 가능할 것으로 판단된다. 그것은 아직 현실화되지 않은 무노조기업 노조가입의사와는 달리, 노조가입을 결정짓는 지배적 요인으로 노조가입 가능성이 기능하고 있고, 그만큼 개인의 선택 여지가 좁기 때문이다.

셋째, 앞으로 한국 노동운동이 노동조합 조직률을 제고하고 조합원 구성 상의 왜곡을 바로 잡으려면 노조가입 가능성 즉 노동조합 공급을 확대해야 하며, 이를 위해서는 제도적 요인과 행위주체 요인을 중시해야 한다. 제도적 요인으로는 기업별 노조 극복과 산업별 노조로의 조직형태 전환, 공무원 단결권 보장과 복수노조 금지조항 삭제, 조합원 가입범위 확대와 유니온 샵 조항 체결 등을 꼽을 수 있다. 행위주체 요인으로는 현재 조직률이 낮은 여성, 비정규직, 중소영세업체, 민간서비스업도 노조가입성향은 결코 낮지 않음에 주목하여 미조직 노동자 조직화에 주력함과 동시에, 여성, 비정규직 등 소수파가 노조가입 유인을 갖도록 기존 노조의 운영과 활동 방식을 개선해야 한다.

[참고문헌]

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[부표1] 관련 변수들의 기술통계치 (N=3653)
	변수	평균	표준편차	부호화
종속변수	조합원	0.136	0.342	조합원=1, 비조합원=0
	노조유무	0.209	0.407	노조유=1, 노조무=0
	노조가입(유노조)	0.647	0.478	노조가입=1, 비가입=0
	노조가입의사(무노조)	0.242	0.429	있다=1, 없다=0
인적속성	남자	0.607	0.488	남자=1, 여자=0
	연령(세)	37.621	11.471
	학력	2.241	1.048	중졸이하=1, 고졸=2, 전문대졸=3, 대졸이상=4
기업체속성	산업1)	2.267	1.008	광공업=1, 공공서비스업=2, 민간서비스업=3, 농림어업건설업=4
	기업체규모	2.681	2.113	50인미만=1, 50-99인=2, 100-299인=3, 300-499인=4, 500-999인=5, 1000인이상=6
	기업형태	1.837	1.642	민간회사개인업체=1, 외국인회사=2, 정부투자출연기관=3, 법인단체=4, 정부기관=5, 특정업체비소속=6, 기타=7
기업내지위	임시일용	0.231	0.421	임시일용=1, 상용직=0
	파트타임	0.090	0.286	파트타임=1, 풀타임=0
	직종	2.968	1.426	관리전문직=1, 사무직=2, 판매서비스직=3, 생산직=4, 단순노무직=5
	근속	0.517	0.500	근속3년이상=1, 3년미만=0
	시간당임금 로그값	8.378	0.585
태도	직무만족도	2.988	0.541	매우불만=1, 불만=2, 보통=3, 만족=4, 매우만족=5
	사회경제적지위	2.187	0.795	하류층=1, 중하류층=2, 중류층=3, 중상류층=4, 상류층=5
노조가입 가능성	노조의무가입	0.094	0.290	노조의무가입=1, 기타=0
	가입자격제한	0.039	0.190	가입자격무=1, 기타=0
주 : 1) 공공서비스업 = 공공행정, 교육서비스업, 보건사회복지사업, 운수창고통신업, 금융보험업 민간서비스업 = 도소매업, 숙박음식점업, 부동산사업서비스업, 기타서비스업, 가사서비스업

Micro Determinants of Joining Union in Korea

Kim, Yoo-sun (Vice-Director Of KLSI)

The main findings from the analysis of the micro-determinants of joining union are : Firstly, joining union is mainly determined by union reach (supply-side) rather than by union propensity (demand-side). Secondly, union existence is closely correlated with firm size. Thirdly, job satifaction is not statistically significant with joining union, though it is significant with non-union workers' propensity to join union. Finally, trade union movement is required to extend union reach and emphasize institutional and behavioral factors for increasing union density.

주제어 : 노조가입, 직무만족, 조직률, 로짓분석