외환위기 이후 파업발생 증가 원인

김유선(한국노동사회연구소 소장)

<논문초록>

1990년부터 2003년까지 파업발생 증감요인을 시계열 분석한 결과, 외환위기 이후 파업발생 증가는 실질임금 하락, 노동소득분배율 하락, 기업의 수익성 악화, 급격한 대외개방 등에 기인하며, 다른 조건에 변화가 없는 한 장기적으로 파업은 감소할 것으로 전망된다. 가설 검증 결과 제도화 가설, 빈곤화 가설, 세계화 가설은 지지되고, 정보의 불확실성 모델, 비대칭적 정보 모델, 정치모델, 산업구조변화 가설은 지지되지 않는다. 최근까지 노동소득분배율이 계속 하락하고 있음을 감안할 때, 노사갈등을 완화하고 파업발생을 줄이기 위해서는 소득분배구조의 개선이 시급하며, 노조 조직률 제고, 단체교섭 구조 집중화 등 노사관계 제도의 개선 또한 필요하다. ‘친노(親勞) 정권 등장에 따른 노동자들의 기대감 상승 때문에 파업이 증가했다’는 일부 언론의 주장과는 달리, 다른 조건을 통제하더라도 노무현 정부 들어서서 파업이 증가했다는 증거는 발견되지 않았다.

I. 머리말

1987년 한 해 동안 파업은 사상 최대치인 3,749건을 기록했다. 1988년에는 1,873건, 1989년에는 1,616건으로 1987～89년 3년 동안 파업은 매년 1천 건 이상 발생했다. 그러나 1990년에는 322건으로 격감했고, 외환위기 직전인 1997년에는 1978년 이래 가장 낮은 수준인 78건을 기록했다. 이처럼 파업이 빠른 속도로 감소하자 노사관계 학자들은 ‘1990년대 들어 단체교섭 등 노사관계 제도가 정착’된 데서 그 원인을 찾곤 했다. ‘노동조합이 단체교섭과 고충처리 등 제도적 장치를 통해 노동자들의 불만과 저항을 수렴하고 통제함에 따라 노동자들의 저항이 사그라진다.’(Ross and Hartman 1960)는 ‘제도화 가설’이 한국에서도 입증되었다는 것이다. 실제로 노동조합과 단체교섭이 제도화되고 단체교섭 경험이 축적되면서, 파업을 통하지 않고서도 노동자들의 요구가 수용된다든지, 노동조합 스스로 불요불급한 파업을 자제한 것은 이러한 해석을 뒷받침한다.

[그림1] 파업발생건수 추이(1975-2003년)     [그림2] 파업발생건수 추이(1990-2003년)

그러나 외환위기 직후부터 파업은 다시 증가세로 돌아섰다. 1998년에는 129건, 1999년에는 198건, 2000년에는 250건으로 급증했고, 2002년에는 322건, 2003년에는 320건으로 1990년과 거의 동일한 건수를 기록했다. 이처럼 외환위기 이후 파업이 빠른 속도로 증가하고 있었음에도 그 동안 우리 사회에서는 그 원인을 규명하고 대책을 수립하기 위한 노력은 기울여지지 않았다. 그러다가 2003년 2월 노무현 정부가 출범하고 철도, 화물운송 등 대형 파업이 잇따르자 일부 언론에서는, ‘친노(親勞) 정권 등장에 따른 노동자들의 기대감 상승으로 파업이 급증’한 양 보도하기 시작했고, ‘법과 원칙’을 내세우며 ‘공권력 투입’ 등 외과(外科)적 치료를 정부 측에 주문하기 시작했다. 노무현 정부 또한 공권력 투입 등 과거의 파행적 관행을 재현하는 등, 출범 당시 내걸은 ‘사회통합적 노사관계 구축’과 상반된 길을 걷기도 했다.

여기서 우리는 다음과 같은 의문을 갖게 된다. 1990년부터 1997년까지 계속 감소하던 파업이 외환위기 이후 증가세로 돌아선 원인은 무엇인가? 과연 일부 언론의 주장대로 ‘친노 정권 등장에 따른 노동자들의 기대감 상승’ 때문에 파업이 증가한 것인가? ‘친노 정권 등장’(?)은 노동자들이 파업 이외의 방식으로 요구를 해결할 가능성 또한 높아졌음을 의미하는바 오히려 파업이 감소할 수도 있는 것 아닌가? 이러한 의문에 답하기 위해 이 글에서는, 1990년대를 분석대상으로 하여 파업 증감 요인을 시계열 분석 함으로써, 1990년부터 1997년까지 감소 추세에 있던 파업이 외환위기 이후 증가세로 돌아선 원인을 규명하고, 파업 증감 요인과 관련된 가설을 검증하며, 앞으로 파업이 계속 증가할 것인지, 아니면 감소세로 돌아설 것인지 여부를 예측하도록 한다.

II. 선행 연구 검토

파업발생 증감 요인을 규명하기 위한 시계열 분석은 주로 1970～80년대 영미권에서 이루어졌다. 이들 연구를 대별하면 제도화 가설, 경제모델, 조직모델, 정치모델 등으로 구분할 수 있다.

첫째, 제도화 가설은 ‘파업은 산업화 초기 단계에 정점에 도달하고, 산업화가 진전되면 노동자들의 저항은 감소한다. 노동조합은 자연발생적 저항을 통제하고, 단체교섭, 고충처리 등 제도화된 협상 기구는 갈등을 축소한다.’(Kerr et al. 1962)라 하여 노동조합, 단체교섭, 분쟁처리 절차 등 노사관계 제도에 주목하고 있다. 그러나 제도화 가설은 미국 등 많은 나라에서 파업이 줄어들지 않고(Edwards 1981), 정치, 경제적 상황에 따라 변동하는 원인을 설명하지 못 한다. Korpi(1980)는 ‘스웨덴은 20세기 초반부터 이미 잘 발달된 갈등 조절 기구를 가지고 있었지만 1930년대 초반까지 파업이 빈번하게 발생했고, 1932년 사민당이 집권한 이후에야 파업은 빠른 속도로 감소했다. 스웨덴에서 파업의 감소는 제도적 요인이 아닌 정치적 요인에서 그 원인을 찾아야 한다’라 하고, Bean(1994)은 ‘노사관계 제도는 갈등 수준에 영향을 미치는 독립변수가 아닌 매개변수로 파악해야 하며, 노사관계 제도의 역할과 중요성을 지나치게 과대평가해서는 아니 된다’라 하여 제도화 가설을 비판하고 있다.

이에 따라 제도화 가설은 시계열 분석보다는 주로 국가 간 비교분석에 초점을 맞추어 왔다. Clegg(1976)는 호주, 프랑스, 서독, 스웨덴, 영국, 미국 6개국을 비교하면서 ‘각국의 파업패턴은 단체교섭 구조 특히 단체교섭 수준, 분쟁처리 절차, 노동조합 내 분파와 밀접한 관련이 있다’라 하고, Kassalow(1977)는 ‘미국의 높은 파업성향은 단체교섭 수준 및 범위와 함수관계에 있다. 분권화된 교섭은 작업장 통제를 둘러싼 갈등을 촉발한다. 이에 비해 유럽의 산별교섭은 공장 수준에서 직무통제와 경영권에 대한 도전 가능성을 축소시키고, 교섭 과정에서 한계생산자의 지불능력을 고려하게 하며, 교섭 결렬에 따른 부담이 매우 크기 때문에 노사 모두 가능한 한 결렬을 피하려 한다’라 하여, 단체교섭 구조의 집중화에 주목하고 있다.

둘째, 경제학자들은 파업발생과 경기변동 사이에 정(+)의 상관관계에 주목하여 경제적 요인 특히 실업률과 소비자물가상승률, 명목(실질)임금상승률 등의 변수에 초점을 맞추고 있다. 경제모델은 파업발생의 주된 원인을 무엇으로 보느냐에 따라 불완전 정보 모델(Imperfect Information Model), 정보의 불확실성 모델(Information Uncertainty Model), 비대칭적 정보 모델(Asymmetric Information Model) 등으로 구분 가능하다.

불완전 정보 모델은 ‘노동조합과 기업 모두 현재와 미래의 경제 상황에 관한 불완전 정보를 갖고 있기 때문에, 파업의 편익과 비용을 잘못 계산하여 파업이 발생한다.’고 가정한다. Mauro(1982)는 ‘단체교섭에서 계산 잘못은, 노동조합과 기업이 저항곡선과 양보곡선을 추정할 때 특정 경제변수에 가중치를 달리 주기 때문에 발생한다. 기업은 생산자 가격에 가중치를 많이 두고 노조가 중시하는 실업률을 간과한다. 기업이 실업률 하락이 노조의 교섭력 증대를 가져온다는 사실을 낮게 평가하면, 노동조합의 저항곡선을 잘못 계산하여 파업 발생 가능성이 증가한다.’라 하고 있다. 그러나 노사 쌍방이 경제변수에 서로 다른 가중치를 부여하는 이유는 설명하지 못 하고 있다. Cohn & Eaton(1989)은 ‘경제상황의 급격한 변동은 파업 결과의 예측 가능성을 저하시켜, 타협 가능성의 축소와 파업 가능성의 증가를 초래한다. 특히 인플레이션은 미래 가격 변화와 임금수준의 불확실성을 증대시키므로 파업발생의 주요 지표이다.’라 하고, Kaufman(1981)은 ‘노동조합이 물가상승률을 완벽하게 전망할 수 없기 때문에 파업은 정상상태(steady state) 주위에서 변동한다.’라 하여 물가상승률에 주목하고 있다. 그렇지만 실증분석에서는 예측치가 아닌 전기(前期) 물가상승률을 사용하는 등 가설과 실증분석 사이에 괴리가 있다.

이처럼 불완전 정보 모델은 파업발생 원인을 노사 쌍방 또는 어느 일방의 경제변수 추정치 잘못에서 찾는데 비해, 정보의 불확실성 모델은 노사 쌍방 또는 어느 일방이 경제변수의 평균값은 알지만 참조할 정보의 양과 불확실성(분산의 크기)이 다른데서 그 원인을 찾는다. Siebert and Addison(1981)은 ‘개개의 자동차 사고를 미리 예측할 수는 없지만, 어떤 상황(비오는 계절, 과속)에서 자동차 사고가 많이 발생하리라는 예측은 가능하다. 실업률이나 인플레 등 외부환경이 갑자기 변화하면 노사 쌍방의 편익-비용 계산에 불확실성이 증대되어 잘못 계산 및 파업 가능성이 증대한다.’라 하고 있다.

이에 비해 비대칭적 정보 모델은 ‘파업은 편익과 비용을 달리 추정한 데서 비롯되는 실수에 기인한 것이 아니라, 기업이 임금인상률을 낮추기 위해 수익성이 낮다고 얘기하는 상황에서 기업의 수익성을 판별하기 위해 노동조합이 사용하는 효율적인 스크린(screening) 수단’이라고 가정한다. 그러나 Kaufman(1992)은 ‘파업이 과연 스크린 기능을 담당하는지에 관해서는 증거가 제시된 적이 없고, 기업의 수익성에 관한 노조의 불확실성이 파업을 야기할 만큼 커다란 영향력을 갖는지도 불투명하다. 노조와 기업 모두 나름대로 별도의 정보를 갖고 있기 때문에 양자를 통합하면 예측 능력은 상당 부분 보강될 수 있다.’라며 비판하고 있다.

셋째, 사회학자들은 ‘파업을 가능하게 하는 것은 조직이다. 조직이 없으면 단체행동도 불가능하다.’는 전제 하에 자원동원 이론에 주목하고 있다. Jenkins(1983)는 비합리성, 혼돈, 긴장, 박탈감, 좌절이 집단행동을 야기한다는 Durkheim의 견해를 반박하면서 ‘불만을 자신의 이익에 맞게 행동으로 동원하느냐는 자원과 조직의 이용 가능성에 달려 있다. 조직이 없으면 성공적이면서도 지속적인 집단행동은 불가능하다.’는 가설을 제시하고 있다. Shorter and Tilly(1974)는 프랑스의 150년에 걸친 파업 시계열 자료를 분석한 뒤, ‘파업규모의 증가는 노동조합이라는 조직적 자산 때문에 가능했고, 파업지속일수 감소는 노동조합의 정치화와 중앙집권화 때문에 가능했다’는 결론을 제시하고 있다. 그러나 Ross and Hartman(1960)은 ‘프랑스, 이태리의 높은 파업성향은 낮은 조직률, 내부 분파의 존재, 사용자의 노조 불인정 등 노사관계가 취약하고 안정적이지 못한데서 기인한다. 이에 비해 스칸디나비아 국가의 낮은 파업성향은 노동운동이 강력하고 안정적인 조합원을 보유하고 있고, 20세기 초에 일찌감치 제도화된 단체교섭이 공고화되고 집중화되었기 때문’이라며 노조 조직률과 파업발생빈도 사이에 (-) 상관관계를 제시하고 있다. 이러한 상반된 분석 결과는 자원동원이론은 파업규모에 초점을 맞춘데 비해, 제도화 가설은 파업발생빈도에 초점을 맞추기 때문인 것으로 해석된다.

넷째, 앞서 살펴본 경제모델은 ‘단체교섭은 시장경제에서 희소한, 변동성 있는 자원을 둘러싸고 형평성 있는 배분을 보증하는 과정이다. 파업은 제한된 정보를 갖는 노사 쌍방이 상대방의 양보곡선에 관한 정보를 취득해 가는 과정이다’는 가정을 전제하고 있다. 그러나 경제모델은 노동조합이 단기적인 경제적 목표보다는 장기적인 조직적, 정치적 목표를 지향하면서, 반복되는 경제적 패배에도 파업을 전개한다든지, 게임 규칙을 둘러싼 파업인 경우에는 부적절하다. 더욱이 시장 메커니즘이 자원을 재분배하는 유일한 수단도 아니고, 경제 환경 변동이 파업발생의 충분조건도 아니다. 예컨대 사민당의 집권은 파업보다 비용이 적게 드는, 정부라는 우호적인 자원배분 수단을 노동 측에 제공함에 따라, 자원과 국민소득의 배분을 둘러싼 갈등은 민간부문(파업이 전형적인 압력 수단)에서 공공부문(정치적 교환이 지배적)으로 옮아간다.(Franzosi 1989) 이에 따라 정치학자들은 파업의 정치적 교환이론(Political exchange theories of strikes)에 주목하고 있는데, 사민당의 안정적, 지속적 집권은 파업행위를 축소시키지만, 단명한 사민당 정부는 노동자들로 하여금 정부가 자기들에게 우호적인 것으로 인식시켜 파업을 증대시킬 수도 있다는 결론을 제시하고 있다.(Hibbs 1976, Paldam and Pedersen 1982; 미국은 Skeels 1971, 1982와 Kaufman 1982)

III. 분석 모형과 가설

앞서 살펴본 제도화 가설, 경제모델, 조직모델, 정치모델은 파업이라는 매우 복잡한 사회현상을 분석함에 있어서 진실의 어느 한 단면을 반영한 것으로 판단된다. 그러나 선행 연구들은 분석대상 시기와 국가, 분석모형의 설계에 따라 상반된 결론을 제시하고 있고, 대다수 연구가 시계열 분석 방법론이 체계화되지 않은 1970～80년대에 이루어짐에 따라 불안정적(non-stationary) 시계열 자료를 차분하지 않고 그대로 사용하는 등 방법론상 오류를 범하고 있다.

따라서 이 글에서는 단체교섭 등 노사관계 제도가 정착되기 시작한 것으로 평가되는 ‘1990년대 한국’이라는 시간적, 공간적 제약을 전제로 하여 분석한다. 또한 전통적인 제도화 가설, 경제모델, 조직모델, 정치모델 이외에, 1990년대 중반부터 세계화(globalisation)가 빠른 속도로 진전되고, 외환위기 이후 노동소득분배율이 큰 폭으로 하락했으며, 제조업이 전체 파업발생건수의 절반을 차지하고 있음에 주목하여, 세계화 가설, 빈곤화 가설, 산업구조변화 가설을 추가하여 분석모형을 설계한다. 이밖에 전통적인 경제모델이 중시하는 실업률과 전기 명목임금상승률(물가상승률+실질임금상승률)만으로는 정보의 불확실성 모델과 비대칭적 정보 모델을 검증할 수 없다는 판단 하에, 변동성과 수익성을 설명변수로 추가한다. 물론 이처럼 많은 변수를 사용하여 모형을 설계하면 다중공선성 문제가 발생할 가능성을 배제할 수 없다. 따라서 실증분석 결과에서는 LR test를 사용하여 잉여변수(redundant variable)를 제거한 모형을 함께 제시한다. 최종적으로 다중공선성 문제를 점검한 결과 다중공선성 문제는 발생하지 않은 것으로 추정되었다.

분석모형을 요약하면 [그림3]과 같다. 종속변수는 파업발생빈도를 사용했고, 설명변수는 경제모델(실업률, 전기물가상승률, 전기실질임금상승률 ; 변동성, 수익성), 세계화 가설(무역의존도, 대미달러환율), 산업구조변화 가설(광공업 비중), 빈곤화 가설(노동소득분배율), 조직모델(노조조직률), 정치모델(정치권력 더미)을 사용했다. 제도화 가설을 검증할 대위변수는 설명변수로 사용하지 않지만, 실증분석 결과에서 제도화 가설 역시 검증 가능할 것이다.

시계열 분석은 OLS 모형을 사용하되, 자기상관이 있을 때는 GLS 모형을 사용한다. 분석 모형은 [eqn: y=X beta + epsilon, ~ epsilon ～N (0, OMEGA)]로 표현되며, [eqn: y]는 종속변수, X는 파업발생빈도 증감에 영향을 미치는 설명변수, β는 회귀계수, ε는 오차항을 의미한다.

[그림3] 분석 모형
설명변수			종속변수
경제모델	실업률, 전기 물가상승률, 전기 실질임금상승률 ; 변동성, 수익성	→	파업 발생 빈도
세계화가설	무역의존도, 대미달러환율	→
산업구조변화가설	광공업 취업자 비중	→
빈곤화가설	노동소득분배율	→
조직모델	노조 조직률	→
정치모델	정치권력더미	→
기타	계절 더미	→

IV. 자료와 변수

1. 종속변수

종속변수인 파업발생빈도(노동자 1천 명당 파업발생건수)는 ‘파업발생건수÷노동자수×1000’으로 계산했다. 노동부는 1964년부터 연간 파업발생건수를 집계하고 있지만, 월별․분기별 파업발생건수는 1987년부터 이용 가능하다. 1987～1989년은 정치․사회적 격변기로 극히 예외적으로 파업이 많이 발생한 시기이므로 통계상 이상치(outlier)라 할 수 있고, 일반적으로 1990년부터 단체교섭이 정착된 것으로 평가되므로, 분석대상 시기는 1990～2003년으로 한정한다. 연도별 자료를 사용하면 시계열이 14개밖에 안 되고, 월별 자료를 사용하면 월별 변화 폭이 너무 커서 안정적인 시계열 분석이 불가능하므로, 분기별 자료를 사용한다. 분기별 파업발생건수는 노동부 자료를 사용했고, 노동자수는 통계청 경제활동인구조사 자료를 사용했다.

2. 설명변수

가. 경제모델

1) 실업률, 물가상승률, 임금상승률

경제모델에 입각한 선행 연구들은 전통적으로 실업률과 전기 명목임금상승률(물가상승률+실질임금상승률)에 주목해 왔다. 명목임금상승률은 물가상승률과 실질임금상승률로 분해되므로, 이 글에서는 실업률과 전기물가상승률, 전기실질임금상승률을 사용한다. 실업률은 통계청 경제활동인구조사, 소비자물가지수는 통계청 물가조사 자료를 사용했고, 실질임금은 노동부 매월노동통계조사에서 명목임금총액을 구한 뒤 소비자물가지수로 나누어 사용했다.

2) 변동성

정보의 불확실성이 파업발생빈도에 미치는 영향을 검증하기 위해, 경제변동성을 설명변수로 사용했다. 경제변동성은 다음과 같은 방법으로 계산했다. 한국은행 국민소득 통계에서 분기별 실질 GDP를 구한 뒤, HP(Hodrick-Prescott) 필터를 사용하여 실질 GDP 로그 값을 필터링하면, ‘장기추세+변동성’으로 분해가 가능하다. 따라서 실질 GDP 로그 값에서, HP 필터를 사용하여 구한 장기추세를 차감하여, 변동성을 계산했다.

3) 수익성

정보의 비대칭성이 파업발생빈도에 미치는 영향을 검증하기 위해, 한국은행 기업경영분석에서 제조업체 영업이익률을 설명변수로 사용했다. 기업경영분석에서 영업이익률은 연 1회 집계한 자료이므로 매분기 동일한 수치를 적용했다. 수익성 지표로 경상이익률이 아닌 영업이익률을 사용한 것은, 영업이익률은 정상적인 생산과 영업활동 과정에서 획득한 이익인데 비해, 경상이익률은 기업의 자금조달방식 등 영업외적 요인에 의해 좌우될 뿐만 아니라, 분석모형에 설명변수로 사용한 결과 통계적으로 유의미하지 않았기 때문이다.

나. 세계화 가설

세계화(글로벌라이제이션)가 파업발생빈도에 미치는 영향을 추정하기 위해, 대외개방의 지표로 무역의존도(GDP 대비 수출입 비중)를 사용했고, 경쟁력의 지표로 대미달러환율을 사용했다. 무역의존도는 한국은행 국민소득 통계에서 연간 자료를 구한 뒤 매분기 동일한 수치를 적용했고, 대미달러환율은 통계청 KOSIS에서 구한 월별 자료를 분기 자료로 변환(conversion)한 뒤 로그 값을 주어 사용했다.

다. 산업구조변화 가설

전체 파업의 절반이 제조업체에서 발생하고 있다. 따라서 산업구조 변화가 파업발생빈도에 미치는 영향을 추정하기 위해, 산업구조의 지표로 통계청 경제활동인구조사에서 ‘전체 취업자중 광공업 취업자 비중’을 계산하여 사용했다.

라. 빈곤화 가설

빈곤화 가설을 검증하기 위해 한국은행 국민소득 통계에서 노동소득분배율을 구한 뒤, 연간 자료를 매분기 동일하게 적용했다. 노동자계급 내부의 임금소득 불평등도가 파업발생에 미치는 영향을 추정하기 위해 임금소득 불평등(P9010, 지니계수), 기업규모 간 임금격차(500인 이상 / 10-29인) 등을 설명변수로 추가하는 방안도 검토했으나, 통계적으로 유의미하지 않아 제외했다.

마. 조직모델

조직모델의 타당성을 검증하기 위해 노조 조직률을 설명변수로 사용했다. 흔히 노조 조직률은 ‘조합원수÷노동자수’로 계산하지만, 이때는 1998년처럼 대량실업으로 노조 조직력이 현저하게 약화되더라도, 노동자수가 조합원수보다 빠른 속도로 감소하면 노조 조직률이 증가하는 불일치가 발생하게 된다. 따라서 노조 조직률은 Bain and Price(1980)에 따라 ‘조합원수÷(노동자수+실업자수)’로 계산했다. 조합원수는 1990～2002년은 노동부 노동조합 조직현황 자료를 사용했고, 2003년은 통계청 경제활동인구조사 부가조사 자료를 사용했다. 노동부 자료는 매년 12월말 기준으로 작성되므로, 예컨대 2002년 조합원수는 ‘(2001년 말 조합원수 + 2002년 말 조합원수) ÷ 2’로 계산했고, 통계청 경제활동인구조사 부가조사는 2003년 8월 기준으로 조사된 것이므로 당해연도 수치로 사용했다. 이러한 방식으로 연평균 노조 조직률을 구한 뒤 매분기 동일한 수치를 적용했다.

마. 정치모델

‘국민소득 대비 사회복지지출 비중’ 사용을 검토했으나, VIF가 10이 넘는 등 다중공선성 문제가 발생했고 이용 가능한 자료가 2001년까지로 제한되어 설명변수에서 제외했다. 그 대신 정치권력 더미(김영삼, 김대중, 노무현 정부)를 설명변수로 사용했다.

바. 기타 - 계절더미

한국에서 파업발생은 [그림4]에서 알 수 있듯이 대체로 2사분기에 집중되고 있다. 따라서 파업발생의 계절성을 통제하기 위해 계절더미를 설명변수로 사용했다.

[그림4] 분기별 파업발생빈도

V. 단위근 검정

시계열 자료를 분석할 때는 분석대상 시계열 자료의 안정성(stationary) 여부를 판별하는 것이 중요하다. [표1]에서 ADF(Augmented Dickey-Fuller) 검정법을 이용하여 단위근 귀무가설을 검정하면, 실업률, 실질임금, 무역의존도, 대미달러환율, 영업이익률, 광공업 취업자 비중, 노동소득분배율은 단위근을 갖는 불안정한(non-stationary) 시계열 자료이고, 변동성은 안정적(stationary) 시계열 자료인 것으로 추정된다. 그러나 파업발생빈도, 소비자물가, 노조 조직률은 검정 모형에 따라 상반된 결과가 도출되어, 시계열 자료의 안정성 여부를 판별하기가 쉽지 않다. 이것은 PP(Phillips-Peron) 검정법을 이용하더라도 마찬가지이다. 그렇지만 KPSS(Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin), ERS(Elliott-Rothenberg-Stock), Ng-Perron 검정법을 이용하면 3개 변수 모두 단위근을 갖는 불안정한(non-stationary) 시계열 자료인 것으로 추정된다. 따라서 변동성 이외에는 모두 1계 차분하여 분석했다.

[표1] 단위근 검정결과 (ADF 검정)

		절편 없음			절편			절편+추세
		내생시차	검정 통계량	단위근 유무	내생 시차	검정 통계량	단위근 유무	내생 시차	검정 통계량	단위근유무
종속변수	파업발생빈도	5	0.17	○	5	-3.74	×	3	-4.23	×
경제모델	실업률	5	-0.37	○	5	-1.50	○	5	-1.70	○
	소비자물가	0	8.54	○	0	-3.98	×	0	-2.60	○
	실질임금	6	2.80	○	6	-1.62	○	6	-2.06	○
	변동성	4	-5.58	×	4	-5.53	×	4	-5.47	×
	영업이익률	4	0.09	○	4	-2.00	○	4	-2.04	○
세계화가설	무역의존도	0	0.34	○	0	-1.12	○	0	-2.32	○
	대미달러환율	2	1.19	○	2	-1.21	○	1	-2.82	○
산업구조변화	광공업취업자비중	5	-1.80	○	5	-0.85	○	4	-2.89	○
빈곤화가설	노동소득분배율	0	0.36	○	0	-2.03	○	0	-2.09	○
조직모델	노조조직률	8	-2.98	×	8	-3.20	×	8	-0.57	○

VI. 기술통계

1997년 말 외환위기는 대량실업과 구조조정, 비정규직 급증과 소득분배 구조 악화 등 한국의 노동시장과 노사관계에 매우 부정적인 영향을 미친 것으로 평가된다. 실제로 1997년 말 외환위기를 전후한 시기(1997년 3사분기～1998년 3사분기)에는 파업발생빈도와 실업률, 무역의존도, 대미달러환율, 경제변동성이 크게 증가했고, 실질임금과 수익성, 광공업 비중, 노조조직률, 노동소득분배율이 크게 하락했다. 외환위기 이전(1990년 1사분기～1997년 2사분기)과 이후(1998년 4사분기～2003년 4사분기)를 비교하면, 실업률과 무역의존도, 대미달러환율, 노동소득분배율은 (+)에서 (-)로 바뀌고, 광공업비중과 노조조직률은 (-)에서 (+)로 바뀌는 등 상당한 변화를 보이고 있다. 특히 외환위기를 전후한 시기와 비교할 때 외환위기 이후 시기에는 다른 지표는 대부분 개선되고 있음에도 노동소득분배율은 더욱 악화되고 있음을 주목할 필요가 있다.([표2] 참조)

[표2] 기술통계(평균값)

		전시기	외환위기 이전	외환위기 전후	외환위기 이후	외환위기 통제
		1990:1-2003:4	1990:1-1997:2	1997:3-1998:3	1998:4-2003:4	1990:1-1997:2 1998:4-2003:4
D(LST1000t)	파업발생빈도변화율	-0.036	-0.077	0.199	-0.034	-0.059
D(URt)	실업률 변화	0.018	0.003	1.000	-0.195	-0.078
D(LCPIt-1)	전기소비자물가상승률	0.012	0.015	0.018	0.006	0.011
D(LRWt-1)	전기실질임금증가율	0.012	0.015	-0.024	0.017	0.016
LGDP_TVt	경제 변동성	-0.001	0.001	-0.026	0.003	0.002
D(PROFITt)	수익성 변화	0.015	0.074	-0.428	0.036	0.059
D(PEXIMt)	무역의존도 변화	0.207	0.113	3.240	-0.381	-0.090
D(LEXCHt)	대미달러환율 증가율	0.010	0.009	0.078	-0.005	0.004
D(PIND2t)	광공업비중 변화	-0.155	-0.214	-0.458	0.002	-0.125
D(LIDRt)	노동소득분배율 변화	0.034	0.150	-0.080	-0.105	0.045
D(TUDt)	노조 조직률 변화	-0.109	-0.191	-0.113	0.008	-0.109

[표3]에서 단순 상관계수를 살펴보면 소비자물가, 무역의존도는 파업발생빈도와 정(+)의 상관관계를 보이고, 실업률, 실질임금, 경제변동성, 수익성, 대미달러환율, 광공업 비중, 노동소득분배율, 노조조직률은 (-) 상관관계를 보이고 있다. 소비자물가, 실질임금, 경제변동성, 광공업 비중, 노동소득분배율, 노조조직률은 외환위기 이전, 전후, 이후 모두 계수 값의 부호가 일관되지만, 실업률과 수익성, 무역의존도와 대미달러환율은 계수 값의 부호가 바뀐다.

[표3] 상관계수

		전시기	외환위기 이전	외환위기 전후	외환위기 이후	외환위기 통제
		1990:1-2003:4	1990:1-1997:2	1997:3-1998:3	1998:4-2003:4	1990:1-1997:2 1998:4-2003:4
D(LST1000t)	파업발생빈도변화율	1.000	1.000	1.000	1.000	1.000
D(URt)	실업률 변화	-0.313	-0.471	0.314	-0.586	-0.512
D(LCPIt-1)	전기소비자물가상승률	0.255	0.333	0.099	0.361	0.284
D(LRWt-1)	전기실질임금증가율	-0.725	-0.801	-0.901	-0.544	-0.711
LGDP_TVt	경제 변동성	-0.299	-0.309	-0.820	-0.068	-0.223
D(PROFITt)	수익성 변화	-0.034	0.007	-0.347	0.078	0.036
D(PEXIMt)	무역의존도 변화	0.098	-0.018	0.347	0.053	0.019
D(LEXCHt)	대미달러환율 증가율	-0.136	0.045	-0.504	-0.234	-0.114
D(PIND2t)	광공업비중 변화	-0.579	-0.561	-0.466	-0.771	-0.585
D(LIDRt)	노동소득분배율 변화	-0.124	-0.178	-0.347	-0.037	-0.117
D(TUDt)	노조 조직률 변화	-0.069	-0.072	-0.347	-0.051	-0.051

V. 시계열 분석 결과

김대중 정부는 외환위기 이후와 시기적으로 중첩된다. 따라서 정치권력 더미 변수를 곧바로 사용하면 자칫 외환위기 이후 사회경제적 변화가 김대중 정부 더미 변수에 반영되어 해석상 오류를 범할 수 있다. 따라서 정치권력 더미변수를 추가하지 않고 분석한 결과인 [표4]와 정치권력 더미변수를 추가하고 분석한 결과인 [표5]를 함께 제시한다.

[표4]에서 (모형1)은 1990년 1사분기부터 2003년 4사분기까지를 분석대상으로 하여, 정치권력 더미를 추가하지 않았을 때 분석결과이고, (모형2)는 LR test를 사용하여 잉여변수를 제거한 결과이다. (모형1)과 (모형2)의 설명력은 0.828과 0.841로 거의 동일하고, 계수 값의 크기와 부호가 거의 일치한다. (모형3)은 외환위기를 전후한 시기를 통제했을 때 분석결과이고, (모형4)는 LR test를 사용하여 잉여변수를 제거한 결과이다. (모형2)와 (모형4)를 비교하면, (모형2)에서는 통계적으로 유의미한 수출입비중 변화, 대미달러환율 증가율, 영업이익률 변화, 노동소득분배율 변화가 (모형4)에서는 통계적 유의성을 상실하고, 전기 소비자물가상승률과 실질임금상승률, 노조 조직률 변화, 계절더미, 계열상관만 유의미하다. 이것은 세계화 가설과 비대칭적 정보 모델, 빈곤화 가설의 대위변수로 사용한 설명변수가 주로 외환위기를 전후한 시기에 파업발생 증가요인으로 작용했음을 의미한다.

[표4] 회귀분석 결과 (정치권력 더미 미추가)

종속변수 D(LST1000t) 파업발생빈도변화율		전시기(N=56) 1990:1-2003:4						외환위기 전후 통제(N=51) 1990:1-1997:2, 1998:4-2003:4
		(모형1)			(모형2)			(모형3)			(모형4)
C	상수	-0.08	(0.25)		-0.17	(0.10)		-0.05	(0.27)		-0.15	(0.08)
D(URt)	실업률 변화	-0.01	(0.09)					-0.02	(0.09)
D(LCPIt-1)	전기소비자물가상승률	-16.99	(5.87)	**	-18.88	(5.57)	**	-14.35	(7.22)		-21.82	(6.45)	**
D(LRWAt-1)	전기실질임금상승률	-6.36	(1.97)	**	-6.14	(1.58)	***	-6.22	(2.29)	*	-7.47	(1.49)	***
LGDP_TVt	경제 변동성	1.26	(1.04)					1.34	(1.16)
D(PROFITt)	영업이익률 변화	-0.22	(0.09)	*	-0.16	(0.07)	*	-0.23	(0.11)	*
D(PEXIMt)	수출입비중 변화	0.03	(0.01)	**	0.02	(0.01)	**	0.02	(0.02)
D(LEXCHt)	대미달러환율 증가율	-1.87	(0.65)	**	-1.33	(0.35)	**	-2.54	(1.25)	*
D(PIND2t)	광공업비중 변화	0.01	(0.11)					-0.01	(0.11)
D(LIDRt)	노동소득분배율 변화	-0.19	(0.08)	*	-0.15	(0.07)	*	-0.20	(0.09)	*
D(TUDt)	노조조직률 변화	-0.64	(0.21)	**	-0.65	(0.21)	**	-0.59	(0.25)	*	-0.63	(0.24)	*
S2	2사분기더미	1.44	(0.48)	**	1.55	(0.27)	***	1.40	(0.52)	*	1.64	(0.26)	***
S3	3사분기더미	0.01	(0.50)					-0.15	(0.50)
S4	4사분기더미	-0.29	(0.35)					-0.32	(0.40)
AR(1)		-0.78	(0.16)	***	-0.76	(0.15)	***	-0.72	(0.18)	***	-0.61	(0.16)	***
AR(2)		-0.72	(0.19)	***	-0.72	(0.16)	***	-0.73	(0.19)	***	-0.68	(0.14)	***
AR(3)		-0.49	(0.15)	**	-0.47	(0.15)	**	-0.40	(0.15)	*	-0.34	(0.14)	*
조정된 R2		0.828			0.841			0.815			0.832
LM test : NR2(p값)		4.37(0.22)			2.50(0.48)			5.00(0.17)			1.50(0.68)
주 : 1) ( )안은 표준오차. *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 유의미. 2) Newey-West heteroskedasticity consistent covariance matrix로 계열상관과 이분산을 잡아준 결과임.

[표5]에서 (모형5)는 1990년 1사분기부터 2003년 4사분기까지를 분석대상으로 하여, 정치권력 더미를 추가했을 때 분석결과이고, (모형6)은 LR test를 사용하여 잉여변수를 제거한 결과이다. (모형7)은 외환위기를 전후한 시기를 통제했을 때 분석결과이고, (모형8)은 LR test를 사용하여 잉여변수를 제거한 결과이다. (모형6)과 (모형8)은 모형의 설명력과 설명변수의 부호와 통계적 유의수준이 거의 일치하는데, (모형4)와 비교하면 김대중 정부 더미 변수가 통계적으로 유의미한 (+)라는 점만 차이가 있다. 그렇지만 이것은 김대중 정부가 다른 정치권력보다 더 많은 파업을 유발하는 성격을 갖고 있었다고 해석하기 보다는 ‘수출입비중 변화, 대미달러환율 증가율, 영업이익률 변화, 노동소득분배율 변화’ 만으로 포괄되지 않는 외환위기 이후 사회경제적 요인이 더미 변수에 반영된 것으로 해석하는 것이 타당할 것으로 판단된다.

[표5] 회귀분석 결과 (정치권력 더미 추가)

종속변수 D(LST1000t) 파업발생빈도변화율		전시기(N=56) 1990:1-2003:4						외환위기 전후 통제(N=51) 1990:1-1997:2, 1998:4-2003:4
		(모형5)			(모형6)			(모형7)			(모형8)
C	상수	-0.11	(0.42)		-0.22	(0.11)	*	-0.23	(0.49)		-0.31	(0.12)	*
D(URt)	실업률 변화	-0.06	(0.09)					-0.07	(0.08)
D(LCPIt-1)	전기소비자물가상승률	-19.10	(8.06)	*	-19.60	(4.92)	***	-11.27	(10.1)		-16.93	(6.49)	*
D(LRWAt-1)	전기실질임금상승률	-6.82	(2.30)	**	-7.13	(1.09)	***	-4.91	(3.10)		-6.39	(1.61)	***
LGDP_TVt	경제 변동성	0.99	(1.06)					0.78	(1.21)
D(PROFITt)	영업이익률 변화	-0.14	(0.08)					-0.16	(0.09)
D(PEXIMt)	수출입비중 변화	0.03	(0.01)	**				0.03	(0.01)	*
D(LEXCHt)	대미달러환율 증가율	-1.51	(0.72)	*				-2.23	(1.25)
D(PIND2t)	광공업비중 변화	-0.13	(0.12)					-0.20	(0.13)
D(LIDRt)	노동소득분배율 변화	-0.10	(0.09)					-0.09	(0.09)
D(TUDt)	노조조직률 변화	-0.91	(0.27)	***	-0.83	(0.20)	***	-0.92	(0.30)	**	-0.80	(0.22)	***
YS	김영삼 정부 더미	-0.07	(0.09)					-0.01	(0.11)
DJ	김대중 정부 더미	0.06	(0.14)		0.11	(0.04)	**	0.18	(0.18)		0.13	(0.05)	**
MH	노무현 정부 더미	0.04	(0.14)					0.14	(0.14)
S2	2사분기더미	1.35	(0.53)	*	1.57	(0.29)	***	1.34	(0.58)	*	1.72	(0.26)	***
S3	3사분기더미	0.01	(0.65)					-0.15	(0.69)
S4	4사분기더미	-0.20	(0.44)					-0.33	(0.52)
AR(1)		-0.78	(0.15)	***	-0.77	(0.14)	***	-0.73	(0.19)	***	-0.63	(0.15)	***
AR(2)		-0.79	(0.17)	***	-0.71	(0.14)	***	-0.80	(0.17)	***	-0.71	(0.14)	***
AR(3)		-0.55	(0.13)	***	-0.51	(0.14)	***	-0.48	(0.14)	**	-0.37	(0.15)	*
조정된 R2		0.827			0.845			0.815			0.843
LM test : NR2(p값)		7.05(0.07)			0.65(0.88)			10.03(0.02)			1.87(0.60)
주 : 1) ( )안은 표준오차. *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 유의미. 2) Newey-West heteroskedasticity consistent covariance matrix로 계열상관과 이분산을 잡아준 결과임.

[표4]의 (모형2)를 중심으로 분석결과를 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 실업률은 유의미하지 않고, 전기 소비자물가상승률과 실질임금상승률은 계수 값이 유의미한 (-)이다. 이것은 전기 명목임금인상률(소비자물가상승률+실질임금상승률) 내지 실질임금상승률이 (-)이면 금기 파업발생건수 증가율이 높아짐을 의미하는 바, 외환위기 당시 실질임금의 대폭적인 하락이 파업발생 증가요인으로 작용했음을 말해준다. 또한 전기 명목임금인상률(소비자물가상승률+실질임금상승률)을 전통적인 경제모델이 가정하는 ‘불완전 정보, 정보의 불확실성’의 대위변수로 사용하는 것은 부적절하며, 오히려 ‘빈곤화 가설’의 대위변수로 사용하고 해석하는 것이 타당할 것으로 판단된다.

둘째, 정보의 불확실성 모델을 검증하기 위해 사용한 경제변동성은 유의미하지 않고, 비대칭적 정보 모델을 검증하기 위해 사용한 수익성(영업이익률) 변화는 유의미한 (-)이다. 비대칭적 정보 모델은 ‘수익성이 높아지면 파업발생 가능성이 높아진다’고 가정하므로, 정보의 불확실성 모델과 비대칭적 정보 모델 모두 지지되지 않는다. 외환위기 당시 기업의 수익성이 대폭 악화되었음을 감안할 때, 외환위기 당시 수익성 악화는 구조조정 등을 매개 고리로 하여 파업발생 증가요인으로 작용했을 것으로 추론된다.

셋째, 세계화 가설을 검증하기 위해 사용한 무역의존도(수출입비중) 변화는 통계적으로 유의미한 (+)이고, 대미달러환율 증가율은 유의미한 (-)이다. 특히 외환위기 당시 무역의존도가 큰 폭으로 상승했음을 감안할 때, 외환위기 당시 급속하게 진전된 대외개방이 파업발생 증가요인으로 작용했을 것으로 추론되는 바, 세계화 가설은 지지된다. 이밖에 광공업 비중 변화는 통계적으로 유의미하지 않으므로, 산업구조변화 가설은 지지되지 않는다.

넷째, 빈곤화 가설을 검증하기 위해 사용한 노동소득분배율 변화는 통계적으로 유의미한 (-)이다. 노동소득분배율은 외환위기 이후 큰 폭으로 하락하고 있는 바, 외환위기 이후 노동소득분배율 하락이 최근까지 파업발생 증가요인으로 작용하고 있을 것으로 추론되며, 빈곤화 가설은 지지된다.

다섯째, 자원동원 이론 등 조직모델은 노조조직률과 파업규모 사이에 (+) 상관관계를 가정하고, 제도화 가설은 노조조직률과 파업발생빈도 사이에 (-) 상관관계를 가정한다. 이 글에서는 종속변수를 파업발생빈도로 하고 있어 조직모델은 검증 가능하지 않지만, 제도화 가설은 검증 가능하며 지지된다. 즉 노조 조직률 하락이 파업발생 증가요인으로 작용하고 있다.

여섯째, 제도화 가설은 노사관계 제도가 정착되면 장기적으로 파업발생빈도가 감소할 것으로 가정한다. [표4]와 [표5]에서 계열상관이 일관되게 유의미한 (-)임을 감안할 때, 다른 조건에 변화가 없는 한 장기적으로 파업발생은 감소할 것으로 전망되며, 제도화 가설은 지지된다.

VI. 맺는 말

이 글에서는 1990년부터 1997년까지 계속 감소하던 파업발생건수가 1998년부터 증가세로 돌아선 원인을 규명하기 위해, 1990년 1사분기부터 2003년 4사분기까지 파업발생 증감요인을 시계열 분석했다. 실증분석 결과 외환위기 이후 파업발생 증가는 외환위기를 전후한 시기에 이루어진 실질임금 삭감, 노동소득분배율 하락, 기업의 수익성 악화, 급격한 대외개방 등에 기인하며, 다른 조건에 변화가 없는 한 장기적으로 파업발생건수는 감소하리라는 결론을 도출할 수 있었다. 또한 가설 검증 결과 제도화 가설, 빈곤화 가설, 세계화 가설은 지지되고, 정보의 불확실성 모델, 비대칭적 정보 모델, 정치모델, 산업구조변화 가설은 지지되지 않았다. 그러나 이러한 가설 검증 결과는 어디까지나 ‘1990년대 한국’이라는 시간적, 공간적 제약 조건에서만 타당성을 갖는 것으로 해석해야 할 것이며, 이를 일반화하기에는 좀 더 많은 실증분석이 필요할 것으로 판단된다.

지금까지 분석으로부터 몇 가지 정책적 함의를 도출하면 다음과 같다. 첫째, 1996년을 정점으로 노동소득분배율은 최근까지 계속 하락하고 있다. 따라서 노사갈등을 완화하고 파업발생을 줄이기 위해서는 소득분배구조의 개선이 시급하다. 노무현 정부 집권 초기인 2003년에 파업발생건수가 소폭 감소한 것도, 임노동자수 증가 등에 힘입어 노동소득분배율이 소폭 개선된 데  기인하는 것으로 해석된다.([그림5] 참조) 둘째, 일부 언론의 ‘친노 정권 등장에 따른 노동자들의 기대감 상승으로 파업이 증가했다’는 주장은 사실과 다르다. 다른 조건을 통제하더라도 노무현 정부 집권 초기인 2003년에 이전의 정권보다 파업이 증가했다는 증거는 발견되지 않는다. 셋째, 장기적으로 파업발생빈도를 낮추기 위해서는 노동조합 조직률을 제고하고 단체교섭 구조를 집중화하는 등 노사관계 패러다임을 전환화기 위한 노력을 기울일 필요가 있다.

[그림5] 연도별 노동소득분배율 추이(단위:%)

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