외환위기 이후 파업발생 증가원인*

* 이 논문은 한국학술진흥재단의 지원(KRF-2004-005-B00016)을 받아 연구되었음.

김유선

고려대 아세아문제연구소 연구교수, 한국노동사회연구소 소장

I. 머리말

1970년 이래 지난 35년간 파업발생건수 추이를 살펴보면, 시기별로 뚜렷한 특징을 보이고 있다. 첫째, 1970～80년대 군사정권 시기에는 사회정치적 격변기에 파업이 폭발적으로 증가했다. 박정희 정권에서 전두환 정권으로 정치권력이 교체되던 1980년에는 파업이 407건 발생했고, 6월 민주항쟁과 7～9월 노동자 대투쟁을 통해 전두환 정권에서 노태우 정권으로 정치권력이 교체되던 1987년에는 사상 최대치인 3,749건 발생했으며, 1988년(1,873건)과 1989년(1,616건)에도 매년 1천 건 이상 발생했다. 이처럼 사회정치적 격변기에 파업이 폭발적으로 증가한 것은, ‘군사정권의 폭압적인 노동통제로 인해 억눌려왔던 노동자들의 불만과 생활상의 요구가 정치적으로 열린 공간을 타고 폭발적으로 분출’한 데서 그 원인을 찾을 수 있다.

둘째, 1990년대 초중반에는 파업이 꾸준히 감소하여 외환위기 직전인 1997년(78건)에는 1978년 이래 가장 낮은 파업발생건수를 기록했다. 이처럼 파업이 감소하자 노사관계 학자들은 ‘1990년대 들어 단체교섭 등 노사관계 제도가 정착’한 데서 그 원인을 찾곤 했다. ‘노동조합이 단체교섭과 고충처리기구 등의 제도적 장치를 통해 노동자들의 불만과 저항을 수렴하고 통제함에 따라 노동자들의 저항이 사그라진다.’(Ross and Hartman 1960)는 제도화 가설이 한국에서도 입증되었다는 것이다. 실제로 노동조합과 단체교섭이 제도화되고 단체교섭 경험이 축적됨에 따라, 파업을 하지 않더라도 노동자들의 요구가 수용된다든지, 노동조합 스스로 불요불급(不要不急)한 파업을 자제한 것은 이러한 해석을 뒷받침한다.

셋째, 외환위기 직후인 1998년부터 파업은 증가세로 돌아섰다. 1998년에는 129건, 1999년에는 198건, 2000년에는 250건으로 증가했고, 2002～3년에는 1990년과 동일한 320여건을 기록했으며, 2004년에는 462건으로 급증했다. 그렇지만 외환위기 이후 급격한 사회경제적 변화가 일어났고, 김영삼 정권에서 김대중 정권으로 정치권력이 교체되었음에도 파업이 폭발적으로 증가하지 않고 완만하면서도 꾸준하게 증가하고 있다는 점에서 과거 군사정권 시기와는 다른 특징을 보이고 있다.

여기서 우리는 다음과 같은 의문을 갖게 된다. 1990년부터 1997년까지 감소하던 파업발생건수가 외환위기 이후 증가세로 돌아선 원인은 무엇인가? 외환위기 직후인 1998년이 사회정치적 격변기였음에도 과거 군사정권 시기처럼 파업이 폭발적으로 증가하지 않고 완만하면서도 꾸준하게 증가한 원인은 무엇인가? 후자(後者)에 대해서는 ‘1990년대 이후 민주정부의 수립과 노사관계 제도의 정착으로 노동자들의 불만과 생활상의 요구가 누적되지 않고 그 때 그 때 파업으로 표출되었기 때문’이라는 해석이 가능하다. 따라서 이 글에서는 전자(前者), 즉 1990년부터 1997년까지 계속 감소하던 파업발생건수가 외환위기 이후 증가세로 돌아선 원인을 규명하는데 초점을 맞추도록 하겠다([그림 1] 참조).

노동부는 매년 파업발생건수, 파업참가자수, 파업손실일수를 발표하고 있다. 따라서 이들 파업통계에서 파업발생빈도(피용자 천 명당 파업발생건수), 파업규모(파업건별 참가자수), 파업지속일수(파업건별 지속일수), 파업성향(피용자 천명당 파업손실일수) 등의 파업지표를 작성할 수 있다. ‘파업성향=파업발생빈도×파업참가자수×파업지속일수’의 관계가 성립하기 때문에 국제비교에서는 주로 파업성향을 사용한다. 그렇지만 이 글에서는 파업발생빈도 증감요인을 규명하는데 초점을 맞추고자 한다. 그것은 ① 외환위기 이후 파업발생빈도는 증가하고 있지만 파업규모, 파업지속일수, 파업성향은 감소하고 있고, ② 파업규모, 파업지속일수, 파업성향은 ‘대규모 장기파업’ 한두 건에 좌우되는 측면이 강하지만 파업발생빈도는 이러한 왜곡이 발생할 소지가 적으며, ③ 파업발생빈도가 증가한다는 것은 그만큼 노동자들의 불만이 구체적 행동으로 표출되는 사업장이 증가했음을 의미하는 바, 충분한 의의가 있다고 판단되기 때문이다.

<표1> 시기별 파업지표(평균값)

			전체	1기	2기	3기	4기	5기	김대중	노무현
			1975 ～2005	1975 ～1979	1980 ～1986	1987 ～1989	1990 ～1997	1998 ～2005	1998 ～2002	2003 ～2005
파업통계	파업발생건수(건)		405	73	205	2,413	163	275	227	356
	파업참가자수(천명)		131	10	28	655	100	130	120	147
	파업손실일수(천일)		1,405	14	38	6,233	1,726	1,340	1,475	1,115
파업지표	파업발생빈도(건)	파업발생건수/피용자×1000	0.041	0.013	0.028	0.253	0.014	0.020	0.017	0.024
	파업규모(명)	파업참가자수/파업발생건수	384	142	135	249	661	527	595	414
	파업지속일수(일)	파업손실일수/파업참가자수	9	1	1	13	15	11	13	8
	파업성향(일)	파업손실일수/피용자×1000	127	2	5	643	147	98	112	75

[그림 1] 파업발생건수 추이(1970～2005년)

II. 선행 연구 검토

파업발생 증감요인을 규명하기 위한 시계열 분석은 주로 1970～80년대 영미권에서 이루어졌다. 이들 연구를 주요 결정요인에 따라 대별하면 경제모델, 정치모델, 조직모델, 제도화가설로 구분할 수 있다.

1. 경제적 요인

경제학자들은 전통적으로 경기변동이 파업발생에 미치는 영향에 주목해 왔다. 리스(Rees 1952)는 “노동자들의 교섭력이 극대화되는 시점에 파업이 발생할 가능성이 높다. 경기호황으로 실업률이 하락하면 노동자들의 교섭력이 높아져 파업이 증가한다”는 가설을 제시하였다. 그러나 “경기호황으로 노동자들의 교섭력이 높아지더라도, 노사 쌍방이 저항곡선과 양보곡선 사이에서 접점을 찾아 새로운 임금률에 합의한다면 파업은 피할 수 있다. 교섭력 변화가 노사 쌍방 중 어느 일방에게 체계적으로 계산 착오를 일으키는 원인을 제시하지 못한다면, 교섭력 가설은 맹목적인 것이 되고 만다”는 비판이 제기되고 있다(Kaufman 1992). 이에 따라 1980년대 이래 경제학자들은 주로 불완전 정보모델, 정보의 불확실성 모델, 비대칭적 정보모델에 주목하고 있다.

1) 불완전 정보모델(Imperfect Information Model)

불완전 정보모델은 “노동조합과 기업 모두 현재와 미래의 경제상황에 관한 정보가 불완전하기 때문에, 파업의 편익과 비용을 잘못 계산해서 파업이 발생한다”고 가정한다. 마우로(Mauro 1982)에 따르면, “단체교섭에서 나타나는 계산 착오는 노동조합과 기업이 저항곡선과 양보곡선을 추정할 때 특정 경제변수에 가중치를 달리 주기 때문에 발생한다. 기업은 생산자 가격은 중시하지만, 노조가 중시하는 실업률은 간과한다. 기업이 실업률 하락이 노조의 교섭력 증가를 가져온다는 사실을 낮게 평가하면, 노동조합의 저항곡선을 잘못 계산하여 파업이 발생할 가능성이 높아진다”는 것이다. 그러나 이러한 설명의 문제점은 노사 쌍방이 경제변수에 가중치를 달리 주는 이유는 설명하지 못한다는데 있다. 쿠지노와 라크로익스(Cousineau & Lacroix 1986)는 “경제 환경 변동은 파업 결과의 예측가능성을 저하시켜, 타협가능성을 감소시키고 파업가능성을 증대시킨다” 하여 경기변동에 주목하였고, 카우프만(Kaufman 1981)은 “노동조합이 물가상승률을 완벽하게 전망할 수 없기 때문에 파업은 정상상태(steady state) 주위를 오르내린다”면서 물가상승률에 주목하였다. 그러나 실증분석에서는 예측치나 금기(今期)가 아닌 전기(前期) 물가상승률을 사용하는 등 가설과 실증분석 사이에 괴리가 있다.

2) 정보의 불확실성 모델(Information Uncertainty Model)

불완전 정보모델은 파업발생 원인을 노사 쌍방 또는 어느 일방이 경제변수를 잘못 추정한데서 찾지만, 정보의 불확실성 모델은 노사 쌍방 또는 어느 일방이 경제변수의 평균값은 알지만 참조할 정보의 양이 많고 불확실성이 큰데서 원인을 찾는다. 시버트와 애디슨(Siebert & Addison 1981)은 “각각의 자동차 사고를 미리 예측할 수는 없지만, 어떤 상황(비오는 계절, 과속)에서 자동차 사고가 많이 발생하는지는 예측할 수 있다. 실업률이나 인플레 등 외부 환경이 갑자기 변하면 노사 쌍방의 편익-비용 계산에 불확실성이 증가해 계산 착오와 파업가능성이 증가한다”는 가설을 제시하였다.

3) 비대칭적 정보모델(Asymmetric Information Model)

비대칭적 정보 모델은 “파업은 편익과 비용을 달리 추정하는 데서 비롯된 실수에 기인하는 것이 아니라, 기업이 임금인상률을 낮추기 위해 수익성이 낮다고 얘기하는 상황에서 노조가 기업의 수익성을 판별하기 위해 사용하는 효율적인 판별(screening) 수단”으로 가정한다(Tracy 1987). 그러나 이에 대해서는 “파업이 과연 판별 기능을 담당하는지에 대해서는 증거가 제시된 적이 없고, 기업의 수익성에 대한 노조의 불확실성이 파업을 야기할 만큼 커다란 영향력을 갖는지도 불투명하다. 노조와 기업 모두 나름대로 별도의 정보를 갖기 때문에 양자를 통합하면 예측 능력을 상당 부분 보강할 수 있다”는 비판이 제기되고 있다(Kaufman 1992).

2. 정치적 요인

정치학자들은 파업의 정치적 교환이론(political exchange theories of strikes)에 주목한다. 힙스(Hibbs 1978)는 “파업은 국민소득 분배를 둘러싸고 계급갈등이 표출되는 한 방식이다. 국민소득이 주로 민간부문에서 배분되는 나라에서는 분배투쟁의 주된 영역이 경제적 시장이며 파업은 감소하지 않는다. 1930년대 또는 제2차 세계대전 직후 사민당의 집권으로 복지국가를 건설한 나라에서는 분배투쟁의 주된 영역이 민간부문의 경제적 시장에서 공공부문의 정치적 시장으로 옮아갔고, 그에 따라 파업이 크게 감소했다”는 가설을 제시하였다. 프란조시(Franzosi 1989) 역시 “사민당 집권은 파업보다 비용이 적게 드는 정부라는 우호적인 자원 배분 수단을 노동 측에 제공했다. 이에 따라 자원과 국민소득 분배를 둘러싼 갈등은 파업이 전형적 압력수단인 민간부문에서 정치적 교환이 지배적인 공공부문으로 옮아갔다”고 주장하였다. 그러나 이처럼 소득분배를 중시하면서도 실증분석에서 노동소득분배율 등 국민소득 통계를 설명변수로 사용한 연구는 찾아보기 어렵고, 대부분 사민당 집권이나 의석 비율, 정치적 사건 등을 설명변수로 사용하고 있다. 이밖에 스나이더와 틸리(Snyder and Tilly 1972)는 “정부의 탄압이 심하면 단체행동에 따른 비용이 증가하기 때문에 단체행동이 감소한다”는 가설을, 힙스(Hibbs 1976)는 “사민당이 안정적이면서도 지속적으로 집권하면 파업이 감소하지만, 사민당 집권 기간이 짧으면 오히려 파업이 증가할 수 있다”는 가설을 제시하였다.

3. 조직적 요인

사회학자들은 “파업을 가능케 하는 것은 조직이다. 조직이 없으면 단체행동은 불가능하다”는 가정 하에 자원동원이론에 주목하였다. 젠킨스(Jenkins 1983)는 “비합리성, 혼돈, 긴장, 박탈감, 좌절이 집단행동을 야기한다”는 뒤르케임의 견해를 반박하면서 “불만을 자신의 이익에 맞게 행동으로 동원하느냐는 자원과 조직의 이용 가능성에 달려 있다. 조직이 없으면 성공적이면서도 지속적인 집단행동이 불가능하다”고 주장하였다. 쇼터와 틸리(Shorter and Tilly 1974)는 프랑스의 150년에 걸친 파업 시계열 자료를 분석한 뒤, “파업규모 증가는 노동조합이라는 조직적 자산 때문에 가능했고, 파업지속일수 감소는 노동조합의 정치화와 중앙집권화 때문에 가능했다”고 결론짓고 있다.

이에 비해 로스와 하트만(Ross and Hartman 1960)은 “프랑스와 이태리의 높은 파업성향은 낮은 노조 조직률, 내부 분파의 존재, 사용자의 노조 불인정 등 노사관계가 취약하고 불안정한데서 비롯되었다. 스칸디나비아 국가의 낮은 파업성향은 노동운동이 강력하고 안정적인 조합원 규모를 유지하면서, 20세기 초에 일찌감치 제도화된 단체교섭이 공고화되고 집중되었기 때문”이라며, 노조 조직률과 파업발생 사이에 부(-)의 상관관계를 제시하고 있다. 그러나 이러한 차이는 자원동원이론이 파업규모에 초점을 맞추는데 비해, 제도화 가설은 파업발생빈도에 초점을 맞추는 데서 비롯된 측면이 클 것으로 판단된다.

4. 제도적 요인

노사관계학자들은 “파업은 산업화 초기 단계에 정점에 도달하며, 산업화가 진전되면 노동조합이 단체교섭, 고충처리기구 등의 제도화된 협상 기구를 통해 자연발생적 저항을 통제하기 때문에 노동자들의 저항이 감소한다”면서(Kerr et al. 1962), 노동조합, 단체교섭, 분쟁처리 절차 등 노사관계 제도에 주목하였다. 그러나 이러한 제도화 가설은 미국 등 많은 나라에서 파업이 줄어들지 않고, 정치경제 상황에 따라 증감을 거듭하는 원인을 설명하지 못한다(Edwards 1981). 또한 코르피(Korpi 1980)는 “스웨덴은 20세기 초반에 이미 잘 발달된 갈등조절 기구를 가지고 있었지만 1930년대 초반까지 파업이 빈번하게 발생했고, 1932년 사민당 집권 이후 파업이 빠른 속도로 감소했다. 스웨덴에서 파업 감소는 제도적 요인이 아닌 정치적 요인에서 그 원인을 찾아야 한다”고 주장하였으며, 빈(Bean 1994)은 “노사관계 제도는 갈등 수준에 영향을 미치는 독립변수가 아닌 매개변수로 파악해야 하며, 노사관계 제도의 역할과 중요성을 과대평가해서는 안 된다”면서 제도화 가설을 비판하였다.

이에 따라 제도화 가설은 시계열 분석보다는 주로 국가간 비교분석에 초점을 맞추어 왔다. 크레그(Clegg 1976)는 호주, 프랑스, 서독, 스웨덴, 영국, 미국 6개국을 비교하면서 “각국의 파업 패턴은 단체교섭 구조 특히 단체교섭 수준, 분쟁처리 절차, 노동조합 내 분파와 밀접한 관련이 있다”고 하였으며, 카살로우(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 축소하고, 교섭 과정에서 한계생산자의 지불능력을 고려하며, 교섭 결렬에 따른 부담이 매우 크기 때문에 노사 모두 가능한 한 결렬을 피하려 한다”고 하여 단체교섭 구조의 분권화와 집중화에 주목하였다.

III. 분석 모형

1. 모형의 설계

앞서 살펴본 경제모델, 정치모델, 조직모델, 제도화 가설은 파업이라는 복잡한 사회현상을 분석함에 있어서 진실의 어느 한 단면을 반영한 것이라 할 수 있다. 그러나 이 글에서는 선행 연구들이 전통적으로 중시해 온 변수 외에, 외환위기를 전후해서 세계화가 빠른 속도로 진전되고 노동소득분배율이 하락했으며, 비정규직과 부당노동행위가 급증하고 전체 파업발생건수의 절반이 제조업에 집중되어 있음을 감안하여, 세계화와 부당노동행위, 고용구조, 산업구조, 분배구조의 대위변수를 추가하여 통합모형을 설계하였다. 또한 경제모델이 중시하는 실업률과 전기 명목임금상승률(물가상승률+실질임금상승률)만으로 정보의 불확실성과 비대칭성을 검증하는 것은 부적절하다는 판단 아래, 경제변동성과 수익성을 설명변수로 추가하였다. 그러나 이처럼 많은 변수를 사용하여 모형을 설계하면 다중공선성 문제가 발생할 수 있다. 따라서 실증분석에서는 이들 변수를 모두 사용한 모형과, LR test를 사용하여 잉여변수(redundant variable)를 제거한 모형을 함께 제시한 뒤, 후자를 중심으로 실증분석 결과를 살펴보도록 하겠다.

분석모형을 요약하면 [그림 2]와 같다. 종속변수는 파업발생빈도를 사용했고, 설명변수는 경제환경(무역의존도, 외국인직접투자비중, 변동성, 수익성), 노동시장(실업률, 비정규직비율, 광공업취업자비중, 전기 명목임금인상률, 노동소득분배율), 노사관계(노조조직률, 부당노동행위발생빈도)를 사용했다. 시계열 분석은 OLS 모형을 사용했고, 분석모형은 [eqn: Y=X beta + varepsilon ,~ varepsilon ～N(0,I)]로 표현되며, Y는 종속변수, X는 파업발생에 영향을 미치는 설명변수, β는 회귀계수, ε는 오차항을 의미한다.

[그림 2] 분석 모형

설명변수			종속변수
경제 환경	세계화(무역의존도, 외국인직접투자비중) 변동성(경제변동성) 수익성(영업이익률)	→	파업발생빈도
노동시장	교섭력(실업률) 고용구조(비정규직비율) 산업구조(광공업취업자비중) 분배구조(전기 명목임금인상률, 노동소득분배율)	→
노사관계	노조조직률 부당노동행위발생빈도	→

2. 자료와 변수

1) 종속변수

종속변수인 파업발생빈도(피용자 천명당 파업발생건수)는 ‘파업발생건수÷노동자수×1000’으로 계산한다. 파업발생건수는 노동부가 1964년부터 집계하고 있지만, 다른 변수들이 대부분 1970년부터 집계되고 있어 분석대상 기간은 1970년 이후로 제한된다. 더욱이 1971년 국가보위에관한특별조치법, 1972년 10월 유신, 1973년 노동법 개정 등으로 단체교섭권과 단체행동권이 제한된 1972년과 1973년은 파업발생건수가 0으로 집계되고 있다. 따라서 이 글에서는 자료와 분석결과의 안정성을 확보하기 위해 분석대상 기간을 1975년 이후로 제한하였다.

2) 설명변수

⑴ 경제 환경

세계화가 파업발생에 미치는 영향을 추정하기 위해 무역의존도(GDP 대비 수출입 비중)와 외국인직접투자비중(GDP 대비 외국인국내직접투자 비중)을 설명변수로 사용했다. 무역의존도는 한국은행 국민소득 통계에서 구했고, 외국인직접투자비중은 산업자원부에서 ‘외국인직접투자금액’을 구한 뒤 GDP로 나누어 계산했다. 정보의 불확실성이 파업발생에 미치는 영향을 추정하기 위해 사용한 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 분해된다. 따라서 경제변동성은 실질 GDP 로그 값에서 장기추세를 차감하여 구했다. 이밖에 정보의 비대칭성이 파업발생에 미치는 영향을 추정하기 위해 한국은행 기업경영분석에서 구한 제조업 영업이익률을 설명변수로 사용했다.

⑵ 노동시장

교섭력, 산업구조, 고용구조는 통계청 경제활동인구조사에서 구한 실업률, 광공업취업자비중, 비정규직(임시일용직)비율을 대위변수로 사용했다. 경제모델은 물가상승률과 실질임금상승률, 명목임금상승률을 설명변수로 사용하지만, ‘명목임금상승률=물가상승률+실질임금상승률’의 관계가 성립하기 때문에, 노동부 매월노동통계조사에서 구한 명목임금상승률을 설명변수로 사용했다. 이밖에 정치모델에서 중시하는 소득분배구조가 파업발생에 미치는 영향을 추정하기 위해, 한국은행 국민소득 통계에서 구한 노동소득분배율을 설명변수로 사용했다.

⑶ 노사관계

노사관계 지표는 노조 조직률과 부당노동행위 발생빈도를 사용했다. 흔히 노조 조직률은 ‘조합원수÷노동자수’로 계산하지만, 이때는 1998년처럼 대량실업으로 노조 조직력이 현저하게 약화되더라도, 노동자수가 조합원수보다 빠른 속도로 감소하면 노조 조직률이 증가하는 불일치가 발생한다. 따라서 노조 조직률은 베인과 프라이스(Bain and Price 1980)의 계산방식을 따라 ‘조합원수÷(노동자수+실업자수)’로 계산했다. 조합원수는 2002년까지는 노동부 ‘노동조합 조직현황’을, 2003년 이후는 통계청 경제활동인구조사부가조사 자료를 사용했다. 노동부 자료는 매년 12월말 기준으로 작성되므로, 예컨대 2002년 조합원수는 ‘(2001년말 조합원수+2002년말 조합원수)÷2’로 계산했고, 통계청 경제활동인구조사부가조사는 매년 8월 기준으로 조사되므로 당해 연도 수치를 그대로 적용했다. 부당노동행위 발생빈도(피용자 천명당 부당노동행위발생건수)는 중앙노동위원회가 집계한 부당노동행위구제신청건수(초심)를 대위변수로 사용했다.

IV. 검정

1. 단위근 검정(Unit Root Test)

시계열 자료를 분석할 때는 분석대상 자료의 안정성(stationary) 여부를 판별하는 것이 중요하다. [표 2]에서 ADF(Augmented Dickey-Fuller) 검정법을 이용하여 단위근 귀무가설을 검정하면, 종속변수인 파업발생빈도와 설명변수 중 무역의존도, 외국인직접투자비중, 비정규직비율, 광공업취업자비중, 명목임금, 부당노동행위는 단위근을 갖는 불안정한(non-stationary) 시계열 자료이고, 경제변동성은 안정적(stationary) 시계열 자료로 추정된다. 그러나 영업이익률, 실업률, 노동소득분배율, 노조조직률은 검정 모형에 따라 상반된 결과가 도출되어, 시계열 자료의 안정성 여부를 판별하기가 쉽지 않다. 그렇지만 Ng-Perron 등 다른 검정법을 이용하면 이들 자료도 단위근을 갖는 불안정한(non-stationary) 시계열 자료인 것으로 추정된다.

[표 2] 단위근 검정결과(ADF 검정, 1975～2005, N=31)

		절편 없음			절편			절편+추세
		내생 시차	검정 통계량	단위근 유무	내생 시차	검정 통계량	단위근 유무	내생 시차	검정 통계량	단위근 유무
LST1000t	파업발생빈도 로그값	0	-0.58	○	0	-2.17	○	0	-2.15	○
PEXIMt	무역의존도	0	0.35	○	0	-1.42	○	0	-1.54	○
PFDIt	외국인 직접투자 비중	1	-0.99	○	1	-1.77	○	1	-2.27	○
LGDP_TVt	경제변동성	1	-5.57	×	1	-5.49	×	1	-5.40	×
PROFITt	영업이익률	1	-0.89	○	0	-4.72	×	0	-5.48	×
URt	실업률	0	-0.83	○	1	-3.33	×	1	-3.29	○
PIRREGt	비정규직 비율	2	-0.17	○	2	-2.34	○	2	-3.33	○
PEMP2t	광공업 취업자 비중	1	-0.35	○	1	-1.62	○	1	-1.94	○
LMWt	명목임금 로그값	1	0.71	○	1	-2.39	○	1	-2.57	○
INCOMEt	노동소득 분배율	0	2.62	○	0	-3.23	×	0	-1.45	○
TUDt	노조 조직률	2	-0.57	○	1	-2.74	○	1	-3.77	×
LUFLP1000t	부당노동행위발생빈도 로그값	0	-1.13	○	0	-1.67	○	0	-1.77	○

2. 공적분 검정(Cointegration Test)

단위근 검정에서 경제변동성 이외의 변수는 단위근이 존재하는 것으로 추정되므로, 각 시계열의 장기적인 안정관계 유무를 살펴보기 위해 요한센(Johansen) 공적분 검정을 수행했다. 그렇지만 모든 변수를 내생변수로 투입하면 관측치가 적어 공적분 검정을 수행할 수 없다. 따라서 윤봉준․김태기(1993)에 따라 파업발생빈도, 부당노동행위발생빈도, 노조 조직률은 내생변수, 나머지는 외생변수로 간주한 상태에서 공적분 검정을 수행했다. 공적분 검정 결과 자료에 선형 추세가 있고 절편과 추세항이 있는 모형에서 내생시차가 2일 때 공적분 관계가 성립했다. 따라서 시계열 분석을 할 때 설명변수는 불안정한 시계열 자료를 차분하지 않고 사용하였으며, 차분했을 때 시계열 분석 결과는 [부표 1]로 제시하였다.

명목임금은 ‘차분한 명목임금 로그값’(명목임금상승률)을 변수로 사용한다.

V. 기술통계와 상관분석

1. 기술통계(평균값)

1997년 말 외환위기 이전인 제4기(1990～1997년)와 외환위기 이후인 제5기(1998～2005년)의 기술통계를 비교하면, 파업발생건수(163건→275건)와 부당노동행위구제신청건수(682건→1,057건)는 증가하고 노조조직률(13.5%→10.7%)은 하락하는 등 노사관계가 전반적으로 악화되는 양상을 보였다. 무역의존도(59.1%→79.6%)와 외국인투자비중(0.05%→0.22%)이 큰 폭으로 증가하는 등 세계화가 빠른 속도로 진전되었고, 비정규직비율(43.3%→49.9%)은 증가하고 광공업취업자비중(24.9%→19.5%)은 감소하는 등 노동시장에 커다란 변화가 발생했다. 또한 명목임금인상률(14.0%→6.9%)과 노동소득분배율(60.1%→59.7%)이 하락하는 등 분배구조는 악화되었다.([표 3] 참조)

[표 3] 기술통계(평균값)

		전체	1기	2기	3기	4기	5기	김대중	노무현
		1975 ～2005	1975 ～1979	1980 ～1986	1987 ～1989	1990 ～1997	1998 ～2005	1998 ～2002	2003 ～2005
관측치		31	5	7	3	8	8	5	3
LST1000t	파업발생빈도 로그값	-3.86	-4.40	-3.72	-1.46	-4.45	-3.97	-4.11	-3.75
PEXIMt	무역의존도	70.25	65.24	76.66	68.37	59.10	79.61	77.86	82.53
PFDIINt	외국인투자비중	0.09	0.04	0.03	0.06	0.05	0.22	0.26	0.15
LGDP_TVt	경제변동성	-0.00	0.01	-0.01	0.01	0.01	-0.01	-0.01	-0.00
PROFITt	영업이익률	7.12	7.43	7.57	6.69	7.20	6.62	6.48	6.85
URt	실업률	3.58	3.75	4.26	2.73	2.43	4.34	4.86	3.47
PIRREGt	비정규직비율	43.09	42.29	35.14	44.12	43.34	49.90	50.60	48.74
PEMP2t	광공업취업자비중	23.01	21.99	23.35	28.32	24.89	19.49	19.83	18.92
D(LMWAt-1)	전기명목임금상승률	0.14	0.28	0.15	0.11	0.14	0.07	0.06	0.09
PLABRt	노동소득분배율	55.01	43.54	52.19	54.67	60.13	59.66	59.60	59.77
TUDt	노조 조직률	12.82	14.46	12.61	14.48	13.46	10.70	10.48	11.06
LUFLP1000t	부당노동행위발생빈도 로그값	-3.11	-4.14	-3.58	-2.19	-2.93	-2.59	-2.49	-2.76

2. 상관분석

[표 4]에서 상관관계를 살펴보면 파업발생빈도와 광공업취업자비중, 부당노동행위발생빈도는 통계적으로 유의미한 정(+)의 상관관계를 보이지만, 그 밖의 변수는 파업발생빈도와 유의미한 상관관계를 보이지 않고 있다.

[표 4] 단순 상관분석(1975～2005, N=31)

		⑴	⑵	⑶	⑷	⑸	⑹	⑺	⑻	⑼	⑽	⑾	⑿
⑴	LST1000t	1.00
⑵	PEXIMt	0.17	1.00
⑶	PFDIINt	-0.08	0.51	1.00
⑷	LGDP_TVt	-0.06	-0.35	-0.21	1.00
⑸	PROFITt	-0.21	-0.06	-0.36*	0.25	1.00
⑹	URt	-0.07	0.65*	0.49*	-0.70	-0.10	1.00
⑺	PIRREGt	-0.01	0.05	0.74*	0.08	-0.49*	-0.04	1.00
⑻	PEMP2t	0.51*	-0.59*	-0.57*	0.20	0.03	-0.50*	-0.34	1.00
⑼	D(LMWAt-1)	-0.15	-0.30	-0.61*	0.12	0.26	-0.08	-0.42*	0.10	1.00
⑽	PLABRt	-0.07	0.03	0.42*	0.06	-0.32	-0.20	0.40*	-0.01	-0.76*	1.00
⑾	TUDt	0.24	-0.57*	-0.67*	0.14	-0.03	-0.36*	-0.35	0.64*	0.70*	-0.43*	1.00
⑿	LUFLP1000t	0.42*	0.01	0.45*	-0.09	-0.60*	-0.21	0.63*	0.21	-0.69*	0.69*	-0.16	1.00

VI. 시계열 분석 결과

1. 모형의 추정 결과

[표 5]는 OLS 방식으로 회귀분석을 실시했을 때의 추정 결과이다. (모형 1)은 경제 환경, 노동시장, 노사관계를 설명변수로 사용한 것이고, (모형 2)는 LR test를 사용하여 (모형 1)에서 잉여변수를 제거한 것이다. (모형 2)는 설명력이 0.755이고, 무역의존도와 광공업취업자비중, 노동소득분배율과 부당노동행위 등 4개 변수가 통계적으로 유의미하다.

(모형 3)은 ‘격렬한 사회정치적 변화와 노사관계제도 변화’가 수반된 1980년과 1987년, 1988년을 더미변수화하여 (모형 1)에 추가한 것이고, (모형 4)는 LR test를 사용하여 (모형 3)에서 잉여변수를 제거한 것이다. (모형 4)는 설명력이 0.862로 개선되고, 무역의존도와 광공업취업자비중, 노동소득분배율과 부당노동행위, 1980년과 1987년 더미변수가 통계적으로 유의미하다.

(모형 5)는 외환위기 전후(1997년과 1998년)를 통제했을 때의 분석결과이다. 노동소득분배율이 5% 유의수준에서 통계적 유의성을 상실한 것을 제외하면 (모형 4)의 분석결과와 사실상 동일하다. 이것은 노동소득분배율이 1996년 63.4%에서 1999년 59.6%로 하락한 뒤, 59% 안팎에서 오르내리고 있는 현실을 반영한 것으로 보인다. 따라서 외환위기가 파업발생 증감요인에 구조적 변화를 가져오지는 않은 것으로 해석된다.

[표 5] 회귀분석 결과(종속변수: LST1000t 파업발생빈도)

		(모형 1) 1975-2005 N=31			(모형 2) 1975-2005 N=31			(모형 3) 1975-2005 N=31			(모형 4) 1975-2005 N=31			(모형 5) 75-96 ; 99-05 N=29
C	상수	-12.04	(0.05)	*	-6.80	(0.01)	**	-5.63	(0.24)		-4.06	(0.21)		-6.72	(0.02)	*
PEXIMt	무역의존도	0.08	(0.00)	***	0.07	(0.00)	***	0.05	(0.00)	***	0.05	(0.00)	***	0.05	(0.00)	***
PFDIt	외국인투자비중	-4.41	(0.36)					-3.16	(0.39)		-1.62	(0.20)
LGDP_TVt	경제변동성	4.16	(0.66)		4.71	(0.08)		6.94	(0.31)		5.46	(0.06)
PROFITt	영업이익률	-0.01	(0.96)					0.08	(0.64)
URt	실업률	0.09	(0.81)					0.13	(0.59)
PIRREGt	비정규직비율	0.06	(0.18)					0.01	(0.74)
PIND2t	광공업취업자비중	0.25	(0.03)	*	0.23	(0.00)	***	0.06	(0.19)		0.08	(0.02)	*	0.12	(0.01)	**
D(LMWt-1)	전기명목임금상승률	-2.10	(0.58)					-3.80	(0.05)		-4.04	(0.05)		-3.11	(0.19)
INCOMEt	노동소득분배율	-0.07	(0.03)	*	-0.08	(0.00)	***	-0.07	(0.03)	*	-0.08	(0.00)	***	-0.04	(0.09)
TUDt	노조 조직률	0.03	(0.81)					0.20	(0.05)		0.18	(0.07)		0.10	(0.21)
LUFLPt	부당노동행위	0.60	(0.21)		0.88	(0.00)	***	0.92	(0.02)	*	0.86	(0.00)	**	0.74	(0.00)	**
S80	1980년 더미							0.95	(0.00)	**	1.09	(0.00)	***	0.85	(0.00)	***
S87	1987년 더미							2.10	(0.00)	***	1.93	(0.00)	***	2.05	(0.00)	***
S88	1988년 더미							0.29	(0.32)					0.60	(0.08)
조정된 R2		0.706			0.755			0.835			0.862			0.854
D.W.		1.981			1.787			1.920			1.785			1.879
LM test : NR2(p값)		0.00(0.99)			0.36(0.55)			0.06(0.81)			0.40(0.53)			0.29(0.59)
주: 1) ( )안은 p값. *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 유의미. 2) Newey-West heteroskedasticity consistent covariance matrix로 계열상관과 이분산을 잡아준 결과임.

2. 설명변수 해석

1) 경제 환경

(모형 4)에서 무역의존도는 계수 값이 유의미한 (+)이고, 외국인투자비중과 경제변동성, 영업이익률은 통계적으로 유의미하지 않다. [그림 3]에서 무역의존도는 외환위기 이전 54～68%에서 외환위기 이후 72～86%로 높아졌다. 따라서 외환위기 이후 높은 무역의존도는 파업발생 증가요인으로 작용했다고 결론지을 수 있다. 그러나 카살로우(Kassalow 1977)는 “서유럽은 무역의존도가 높고 수출의 중요성을 인식하고 있어 미국보다 파업성향이 낮다”라 하고, 슈트릭(Streeck 1988)은 “독일 노사관계가 안정적이고 협력적인 것은 독일이 제조업 제품의 최대 수출자로서 세계시장의 압력에 노출되어 있기 때문”이라 하여, 무역의존도를 파업발생 감소요인으로 설명하고 있다. 또한 카첸슈타인(Katzenstein 1985)은 스웨덴 등 유럽 소국(小國)에 코포라티즘이 자리 잡은 주된 요인으로 경제개방과 국제경쟁의 압력을 들고 있다. 그럼에도 한국에서 경제개방이 파업발생 등 노사관계 악화요인으로 작용하는 것은, 독일 등 서유럽은 노사관계가 집중되고 조정이 원활해 대외개방 등 경제 환경 변화에 전략적 대처가 가능하지만, 한국은 노사관계가 극도로 분권화되어 있어 노사 쌍방이 단기적 이해관계를 극대화하는 방향에서 대처하는데서 비롯된 것으로 해석된다.

코르피와 샤레브(Korpi & Shalev 1979)는 “뉴질랜드는 수출의존도가 높지만, 이것이 노사갈등 증가를 막아주지 않았다. 특정 변수의 역할을 과대평가해서는 안된다”고 하였다.

[그림 3] 무역의존도 추이(1975～2005년, 단위: %)

2) 노동시장

(모형 4)에서 광공업취업자비중은 계수 값이 유의미한 정(+)의 관계이고, 노동소득분배율은 유의미한 부(-)의 관계이며, 실업률과 비정규직 비율, 전기명목임금인상률은 통계적으로 유의미하지 않다. 따라서 광공업취업자비중이 높으면 파업발생 가능성이 높고, 노동소득분배율이 높으면 파업발생 가능성이 낮다. 외환위기 이후 광공업취업자비중은 19% 안팎으로 낮아졌고, 노동소득분배율은 외환위기 직전인 1996년(63.4%)을 정점으로 하락한 뒤 58～60% 안팎에서 제자리걸음을 하고 있다. 따라서 광공업취업자비중 감소는 파업발생 감소요인으로 작용했고, 노동소득분배율 하락은 파업발생 증가요인으로 작용했다고 결론지을 수 있다.

여기서 비정규직 증가가 파업발생 증가에 유의미한 영향을 미치지 않는 것은, 대다수 비정규직이 파업의 주체인 노동조합으로 조직되어 있지 않은 데서 비롯된 것으로 보인다. 그러나 비정규직 증가가 노동소득분배율 하락에 유의미한 영향을 미치고 있음을 감안하면(김유선 2005, 75), 비정규직 증가는 노동소득분배율 하락을 매개 고리로 하여 파업발생 증가에 간접적 영향을 미치는 것으로 해석된다.

이밖에 명목임금인상률을 소비자물가상승률과 실질임금상승률로 분해하여 회귀분석하면, 소비자물가상승률과 실질임금상승률 모두 계수 값의 부호는 (-)이지만, 5% 유의수준에서 통계적으로 유의미하지 않다. 따라서 소비자물가상승률을 전통적인 경제모델처럼 ‘불완전 정보, 정보의 불확실성’의 대위변수로 사용하는 것은 부적절하며, 실질임금상승률과 함께 명목임금상승률의 구성 요소로 해석하는 것이 타당할 것으로 보인다.

[그림 4] 광공업취업자비중과 노동소득분배율 추이(1975～2005년, 단위: %)

3) 노사관계

(모형 4)에서 부당노동행위 발생빈도는 계수 값이 유의미한 정(+)의 관계로, 부당노동행위가 많을수록 파업발생 가능성이 높다. 구제신청 건수를 기준으로 부당노동행위 추이를 살펴보면, 1989년(1,721건)을 정점으로 1997년(495건)까지는 감소하다가, 외환위기 직후인 1998년(787건)부터 증가세로 돌아서 2001년(1,502건)까지 증가했다. 참여정부 출범을 전후해서 부당노동행위 건수가 감소하고는 있으나, 2003～5년에도 여전히 900여 건 수준을 유지하고 있다. 따라서 외환위기 이후 부당노동행위 증가는 파업발생 증가요인으로 작용했다고 결론지을 수 있다. 이밖에 부당해고 구제신청 건수는 1989년 706건에서 2005년 5,119건으로 특히 중소영세업체를 중심으로 증가하고 있는데, 이것은 그만큼 사업장 단위 노사관계가 악화되고 있음을 말해준다.

[그림5] 부당노동행위, 부당해고, 구속자 추이(1970～2005년, 단위: 명, 건)

4) 1980년과 1987년 더미

1980년과 1987년 더미는 0.1% 유의수준에서 통계적으로 유의미하고, 1988년 더미는 유의미하지 않다. 이들 더미 변수를 투입하면 모형의 설명력이 (모형2)의 0.755에서 (모형 4)의 0.862로 10% 이상 개선되고, 더미 변수의 계수 값은 1980년 1.09, 1987년 1.93으로 파업이 폭발적으로 증가한 역사적 사실과 부합한다.

VIII. 맺는 말

이 글에서는 1975년부터 2005년까지 파업발생 증감요인을 시계열 분석했다. 실증분석 결과 “1990년대 초중반에 감소하던 파업발생건수가 외환위기 이후 증가세로 돌아선 것은, 무역의존도 증가, 노동소득분배율 하락, 부당노동행위 증가에 기인한다”는 결론을 도출할 수 있었다. 이에 따라 “노사갈등을 완화하고 파업발생을 줄이려면, 기업단위로 분권화된 노사관계 시스템을 전국 또는 산업 수준으로 집중하고, 사용자의 부당노동행위를 엄격히 단속함과 동시에, 노동소득분배구조를 개선해야 한다”는 정책적 함의를 도출할 수 있다.

이밖에 전통적으로 경제모델이 중시해 온 실업률과 명목임금인상률(소비자물가상승률+실질임금상승률), 정보의 불확실성 모델의 대위변수로 사용한 경제변동성, 비대칭적 정보모델의 대위변수로 사용한 수익성, 조직모델이 중시해 온 노조 조직률은 통계적으로 유의미하지 않다. 따라서 이 글의 분석결과는 ‘1975년 이후 한국’이라는 시간적, 공간적 제약 조건에서만 타당하다고 해석해야 할 것이며, 이를 일반화하기 위해서는 다른 나라의 파업발생 증감요인에 대한 추가적인 비교분석이 필요할 것으로 보인다.

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[부표 1] 회귀분석 결과(1975～2005년, N=31, 종속변수: D(LST1000t) 파업발생빈도 증가율)

		(모형1)			(모형2)			(모형3)			(모형4) 외환위기 통제
C	상수	0.25	(0.23)		0.34	(0.09)		0.29	(0.09)		0.09	(0.22)
D(PEXIMt)	무역의존도 증가	0.04	(0.11)		-0.00	(0.89)
D(PFDIt)	외국인투자비중증가	2.70	(0.55)		2.33	(0.44)					2.60	(0.18)
LGDP_TVt	경제 변동성	7.56	(0.15)		12.42	(0.05)		12.10	(0.03)	*	16.61	(0.00)	**
D(PROFITt)	영업이익률 증가	-0.07	(0.70)		-0.03	(0.88)
D(URt)	실업률 증가	0.03	(0.87)		0.17	(0.19)		0.21	(0.00)	**
D(PIRREGt)	비정규직 비율 증가	-0.06	(0.46)		-0.12	(0.22)		-0.09	(0.17)		-0.09	(0.14)
D(PIND2t)	광공업취업자비중증가	0.35	(0.02)	*	0.19	(0.01)	*	0.19	(0.01)	**	0.14	(0.00)	***
D(LMWt-1)	전기 명목임금 상승률	-1.70	(0.24)		-1.82	(0.20)		-1.47	(0.27)
D(INCOMEt)	노동소득 분배율 증가	-0.10	(0.46)		-0.36	(0.02)	*	-0.21	(0.01)	*	-0.25	(0.00)	***
D(TUDt)	노조 조직률 증가	-0.21	(0.10)		-0.21	(0.32)
D(LUFLPt)	부당노동행위 증가율	0.89	(0.07)		0.85	(0.30)		0.93	(0.15)		0.99	(0.18)
S80	1980년 더미				1.45	(0.04)	*	1.23	(0.03)	*	1.51	(0.02)	*
S87	1987년 더미				1.98	(0.00)	***	2.07	(0.00)	***	1.96	(0.00)	***
S88	1988년 더미				-1.68	(0.02)	*	-1.49	(0.02)	*	-1.59	(0.02)	*
조정된 R2		0.155			0.645			0.695			0.738
D.W.		2.675			2.104			2.207			2.367
LM test : NR2(p값)		6.26(0.01)			0.27(0.60)			0.70(0.40)			0.78(0.38)
주 : 1) ( )안은 p값. *는 5%, **는 1%, ***는 0.1% 유의수준에서 유의미. 2) Newey-West heteroskedasticity consistent covariance matrix로 계열상관과 이분산을 잡아준 결과임.

The Causes of Strike Frequency Increase After Exchange Crisis

Kim, Yoo-Sun

This study analyzes the determinants of the increase in strike activity following the 1997 economic crisis, through a time-series analysis from 1975 to 2005. The findings of the analysis can be summarized as follows: the rising of the trade dependence, the worsening of the labour share of income and the increasing of the unfair labor practice were responsible for propelling the increases in strike activity since 1998. The results of the study point to a policy implication : the centralization and coordination of the industrial relations system, the improvement in income distribution, and the supervise of the unfair labor practice would be vital in easing the intensity of industrial conflicts and bringing down the incidences of strikes.

Key-words: strike, unfair labor practice, income distribution, globalisation

김유선

고려대학교 아세아문제연구소 연구교수

한국노동사회연구소 소장

고려대학교 박사(경제학)

<주요 저서 및 발표논문>

『노동시장 유연화와 비정규직 고용』(2004)

『한국 노동자의 임금실태와 임금정책』(2005)

Kim, Yoo-Sun

Research Professor, Asiatic Research Professor, Korea University

President, Korea Labor & Society Institute

Ph. D. from Korea University(Economics)

<주요 저서 및 발표논문>

Labor Market Flexibility and Nonstandard Workforce Increase(2004)

The Wage Reality and Policy of the Korean Workers(2005)