투고일: 2008년 2월 22일

심사의뢰일: 2008년 3월 10일

심사완료일: 2008년 5월 21일

노동조합이 비정규노동의 고용에 미치는 효과

이시균(한국고용정보원)

02-2629-7261

sikyoon.lee@gmail.com

1. 서론

비정규노동의 고용에 관한 기존 연구들은 주로 노동시장이나 기업의 고용전략차원에서 다루어져 왔다. 노동공급차원에서는 노동시장에서 유연한 노동력을 선호하는 유연노동력의 증가에 의하여 비정규노동의 고용증가를 설명하기도 한다(Lee 1996: Polivka 1996). 또한 노동수요차원에서는 기업의 노동력 유연화 전략이나 노동시장 유연성의 확산에 의해서 비정규노동의 존재와 증가를 설명하기도 한다(Akinson 1987; Way 1992; Shere and Lee 1992; Kalleberg 2001).

이와 같이 비정규노동의 존재와 증가는 대체로 노동시장 영역에서 설명되어지고 있다. 그렇다면 비정규노동의 존재와 증가에 대해서 기존 제도들은 어떠한 영향을 미치고 있는가? 특히 비정규노동의 급격한 증가에 대해서 노동조합은 어떻게 대응하고 있으며, 어떤 영향을 미치고 있는가?

본 연구는 노동시장의 유연화 압력과 비정규노동의 고용증대에 대응하여 노동조합이 어떤 행태를 보이는 지를 대해서 초점을 맞추고자 한다. 노동조합은 비정규노동을 억제하는 역할을 하는지, 아니면 내부노동시장의 유지·강화를 위해서 비정규노동의 활용을 용인하고 있는지를 실증적으로 분석하고자 한다.

비정규노동의 고용과 노조와의 관계를 연구한 기존의 연구들은 국내외적으로 상반된 실증증거들을 제시하고 있다(Abraham and Taylor 1996; Gramm and Snell 2001; 김동배·이인재 2004; 김유선 2003; 이시균·김정우 2006). 이러한 결과는 통계자료와 실증분석 방법의 차이에 기인한 측면이 강하다. 그러나 본질적으로 비정규노동에 관한 노조의 효과가 매우 복잡한 양상을 띠고 있기 때문이다. 특히 비정규노동이 동질의 집단이 아니라는 점에서 더욱 그러하다.

본 연구는 비정규노동의 고용에 비치는 노조효과를 보다 엄밀하게 파악하기 위해서 진전된 실증분석 방법을 사용할 것이다. 또한 개인차원과 사업체차원의 자료 모두를 사용하여 비정규노동의 노조효과를 추정할 것이며, 비정규노동의 세부적인 형태별로 노조효과를 추정하고자 하였다. 이러한 과정을 통해 비정규노동의 고용에 관한 노조효과를 더욱 분명하게 확인할 수 있을 것으로 기대한다.

2. 이론적 논의와 선행연구 검토

비정규노동의 고용에 미치는 노조의 영향에 관한 이론적 논의는 크게 내부자-외부자 가설(insider-outsider hypothesis)과 교섭력 가설로 나눌 수 있다. 우선 노조가 내부자인 정규직을 보호하기 위해서 비정규노동의 고용을 묵인하거나 동조한다고 보는 내부자-외부자 가설이 있다. 이 가설에 따르면 노조가 존재하는 경우, 비정규노동은 확대될 수 있으며, 내부자인 정규직과 외부자인 비정규노동의 임금 근로조건의 격차는 확대되면서 상호간의 이동도 제약된다고 본다.

노조는 내부자의 이익을 위해서 기업으로부터 시장임금 이외의 해고비용과 채용비용 등을 추가로 요구할 수 있고 고용주는 이러한 노조의 요구를 받아들이는 것이 해고비용과 같은 거래비용을 줄인다고 판단한다. 이제 고용주는 내부자의 노동이동에 의해 발생할 수 있는 비용만큼 시장임금 이외에 추가적인 대가를 내부자에게 지불할 용의가 있다. 이 경우 노동조합은 내부자의 이익을 대변하는 것을 목적으로 한다고 보기 때문에 내부자가 얻을 수 있는 이익을 최대화시키고자 할 것이다. 내부자는 노조를 통해 높은 임금프리미엄을 확보할 수 있을 것이며 이를 유지하기 위해서 신규자의 진입을 억제하고 외부자를 적절히 활용하고자 할 것이다. 따라서 주로 정규직으로 구성된 노동조합의 존재는 내부자에 해당하는 정규직의 이익을 보호하기 위하여 정규직 신규고용을 억제하고 외부자에 해당하는 비정규노동을 증대시키는 역할을 수행하게 될 것이다. 특히 노동조합이 강력한 교섭력을 가질수록 내부자의 지대를 극대화하기 위해서 비정규노동을 확대하는데 더 기여하게 될 것이다.

기존의 실증연구에서 내부자-외부자 가설을 지지하는 다수의 실증결과를 발견할 수 있다. 외국연구에서 Abraham and Taylor(1996)와 Davis-Blake & Uzzi(1993)는 노조의 존재와 비정규노동의 고용간에 정(+)의 관계를 갖는다는 실증증거를 제시하였으며, 국내연구에서 안주엽 외(2003), 이병훈·김동배(2003), 김동배·이인재(2004)의 연구는 노조와 비정규노동의 활용간의 정(+)의 관계를 제시하였다. 그러나 이들 국내연구들은 대부분 사업체패널 자료를 사용하여 분석한 결과들인데, 동일한 자료를 사용하여 상반된 결과도 존재한다(박우성, 박재용 2005).

내부자-외부자 가설의 주장과는 달리 노조가 비정규노동의 고용을 억제한다는 주장도 존재한다(김유선 2003; 이시균·김정우 2006; 이시균 2007). 비정규직 노동자가 노동조합의 교섭력을 약화시키는 존재로 인식된다면 노동조합은 비정규노동의 고용에 반대할 것이다. 정규직 노동자를 대체할 수 있는 능력을 가진 비정규직 노동자들이 다수 존재한다면, 이들의 존재는 노동조합의 단체행동을 제약하게 될 것이고 이로 인해 노동조합의 사용자에 대한 교섭력은 약화될 것이다. 따라서 노동조합은 교섭력의 약화를 방지하기 위해서, 자신의 조직기반을 보호하고 비정규노동의 고용으로 인해 야기되는 근로조건의 저하와 같은 위험으로부터 조합원을 보호하기 위해서 비정규노동의 고용을 억제하고 정규직이 확대되는 것을 희망할 것이다. 특히 노조는 기업내에서 노조의 노동력에 대한 통제권을 방어하고자 할 것이기 때문에 노조의 교섭력이 크면 클수록 비정규노동의 활용은 줄어들 것이다.

앞서 내부자-외부자 가설을 지지하는 실증논문들과는 달리 비정규노동의 고용과 노조간에 부(-)의 관계를 밝혀낸 국내외 실증논문들이 다수 존재한다. Houseman(2001)과 Gramm and Snell(2001)은 노조의 존재와 비정규노동의 고용규모 간에 부(-)의 상관관계를 갖는다는 증거를 제시하였으며, 국내에서는 김유선(2003), 박우성·박재용(2005), 이시균·김정우(2006), 이시균(2007)의 연구에서 비정규노동의 고용과 노조 간에 부(-)의 관계를 제시하고 있다.

이러한 상반된 실증증거들은 실증분석 방법론이나 분석자료의 차이에 기인한 측면이 강하다. 예컨대 사업체 패널자료는 비록 단순 기술통계량이지만 개별 자료인 경활자료와는 달리 노조부문에서 비정규노동을 많이 사용하는 것으로 나타나고 있다. 하지만 경활자료를 이용한 단순 기술통계량을 보면 노조부문에서 비정규노동의 활용 비율이 압도적으로 낮다.

한편 이러한 분석 자료의 상이함과는 별개로 기존의 상반된 실증결과는 비정규노동의 고용과 노조 간의 관계가 단선적이지 않고 다층적인 양상을 띠고 있음을 반영한 것이기도 하다. 우선 노동조합과 비정규노동의 고용 간의 관계는 노동조합의 목적이 무엇인가에 따라 크게 달라질 수 있다. 노동조합의 목적이 단기적으로 조합원들의 이해관계만을 고려한다면 내부자-외부자 가설에 따른 효과가 나타날 가능성이 높을 것이다. 그러나 노조의 목적이 장기적인 관점에서 노동자 전체의 이해관계나 지역과 사회의 이해관계까지 고려하여 설정되는 것이라면 내부자-외부자 가설의 주장과는 달리 노동조합은 비정규노동을 억제하는 역할을 수행할 것이다(이시균 2007).

또한 우리는 직관적으로 비정규직 노동자가 동질적인 집단이 아니라는 사실을 알 수 있다. 그리고 이러한 사실이 비정규노동의 고용과 노조와의 관계를 복잡하게 만드는 현실적인 요인이다. 우리나라에서 광범위하게 존재하는 비정규노동은 다양한 형태로 구성되어 있으며, 고용주는 이러한 비정규노동을 기업의 특성과 고용전략에 따라 선택적으로 활용할 것이다. 이때 노조는 모든 비정규노동이 위협적이라고 판단하지 않을 것이다. 예컨대 정규직을 대체할 수 있는 직접고용은 교섭력에 위협적이라고 판단할 수 있겠지만 외주화된 비정규노동은 별로 위협적이지 않다고 판단할 것이다. 반면 노동조합은 근로조건이 열악한 외주화된 비정규노동이 더 위협적이라고 판단할 수도 있다. 이와 같이 비정규노동의 구체적인 유형에 따라 노조가 다르게 대응할 것이다.

본 논문은 이러한 문제의식에 따라 비정규노동의 세부적인 형태별로 노조가 고용에 미치는 효과를 분석하고자 한다. 비정규노동을 내부-비정규노동과 외부-비정규노동, 직접고용된 부문과 간접고용 부문으로 구분하여 노조의 효과를 살펴볼 것이다. 또한 비정규노동의 세부 고용형태별로 노조의 고용효과를 살펴보게 될 것이다. 이와 같이 비정규노동을 보다 세분하여 노조와의 관계를 살펴봄으로써 보다 엄밀하게 노조가 비정규노동의 고용에 미치는 효과를 파악할 수 있을 것이다.

3. 분석모형

본 논문은 비정규노동의 고용에 노동조합이 미치는 효과를 분석하고자 한다. 노조의 비정규노동에 관한 고용효과를 보다 명확히 분석하기 위해서 개인수준과 사업체수준 자료 모두를 사용할 것이다.

개인수준에서는 비정규노동의 결정요인 분석을 통해 노조의 효과를 확인할 수 있다. 종속변수를 비정규노동의 선택여부로 하며, 개인의 인적속성과 일자리의 속성을 모두 통제한 후 노조와의 관계를 파악한다. 그러나 이 분석모형에서 노조의 고용효과 모형에서 항상 발생하는 내생성 문제가 생긴다.  미관찰 개인 이질성으로 인해 내생성 문제가 존재하면 노조변수의 추정계수는 편의가 발생한다. 이 경우 노조변수의 추정계수는 비정규노동의 고용에 미치는 순효과로 해석하기 어렵다. 노조부문을 선택한 개인의 미관찰 이질성이 비정규노동의 선택에 영향을 미친 것으로 보아야 하기 때문이다. 예컨대 능력이 높은 개인은 근로조건이 상대적으로 좋은 노조부문을 선택할 것이고 이들은 비정규직 보다는 정규직에 속할 가능성이 높을 것이다. 따라서 내생성을 고려하지 못한 모형에서 노조와 비정규노동의 선택간에 부(-)의 관계가 나타난다고 하더라도 이를 노조가 비정규노동의 고용을 억제하는 것으로 해석하기는 어렵다.

이러한 내생성 문제를 해결하기 위해서 본 논문은 패널 이항모형을 활용하였다. 개인의 미관찰 이질성을 제거하기 위해서 2003년에서 2006년까지의 □경제활동인구조사□ 부가자료를 패널화하였으며, 이를 이용하여 분석하였다. 이 패널모형을 통해 내생성 문제를 해소하고 노조가 비정규노동의 고용에 미치는 효과를 엄밀하게 파악할 수 있다.

다음으로 비정규노동을 세부적으로 분류하여 노조의 고용효과를 분석할 것이다. 비정규노동을 비정형노동과 취약노동으로 분류하여 각각의 고용에 미치는 노조의 효과를 분석하였으며, 내부-비정규노동, 외부-비정규노동, 직접고용과 간접고용, 상시-비정형노동과 비상시-비정형노동으로 구분하여 분석할 것이다. 또한 보다 세부적인 비정규노동 형태에 따른 노조의 효과를 분석하기 위해서 비정규노동을 기간제노동, 시간제노동, 파견노동, 용역노동, 일시호출노동, 특수고용형태노동, 가내노동, 취약노동으로 구분하여 결정요인 분석을 시도할 것이다. 분석방법은 다항로짓 분석모형을 활용한다.

사업체 수준의 분석에서 종속변수는 사업체의 비정규노동 활용여부와 활용비율로 하며, 사업체의 속성에 해당하는 속성을 통제한 후 노조 존재여부 변수와 노조조직률 변수를 통해 노조효과를 추정할 것이다. 사업체 수준 분석에서도 내생성 문제가 발생한다. 노조더미변수의 추정계수는 노조가 비정규노동의 고용에 미치는 효과로 해석되는 것이 아니라 노조가 존재하는 사업체의 미관찰 이질성에 의한 효과로 볼 수도 있을 것이다. 이러한 문제를 해결하기 위해서 본 논문은 도구변수 모형을 적극적으로 활용하였다. 본 논문의 도구변수 모형에서 사용하는 도구변수는 복지후생수준, 회사연령, 동종업종 품질수준, 동종업종 이직률 수준, 시장수요상황이다. 이들 변수는 노조유무와 노조조직률에 일정한 상관관계를 가지지만 비정규직 활용이나 활용비율에는 별 다른 관계가 없는 것으로 판단된다. 분석 방법은 프라빗 모형과 토빗 모형을 활용하였고 도구변수 모형은 도구변수 프라빗 모형과 도구변수 토빗 모형을 활용하였다.

) 본 논문의 도구변수 모형에서 적절한 도구변수를 찾는 것은 상당히 어려운 일이다. 특히 세부적인 고용형태별 분석에서 각 분석모형별로 적합한 도구변수를 찾고 이를 설명하는 것은 더욱 어렵다. 본 논문에서 사용한 도구변수는 비정규직 활용이나 존재여부와는 통계적으로 상관관계가 없으면서 노조유무나 노조조직률과는 상관관계가 있는 변수들을 사용하였다. 또한 내생성 검증을 통해 도구변수로서의 통계적 의미를 확인하였다. 그러나 도구변수로서의 이론적 의미를 충분히 설명하지 못하는 것은 본 논문의 한계점이라고 하겠다.

사업체 수준 분석에서도 비정규노동을 세부적으로 분류하여 각각의 노조효과를 분석하였다. 우선 비정규노동을 외주화부문과 직접고용부문(기간제, 시간제노동)으로 구분하고 각각의 활용여부와 활용비율을 종속변수로 하여 분석하였다. 또한 기간제노동, 시간제노동, 간접노동(파견노동, 용역노동, 일시호출노동), 특수고용형태노동, 사내하청, 일용노동으로 세분하여 각각 활용여부와 활용비율을 종속변수로 한 프라빗 모형과 토빗모형을 활용하였다. 세분화된 비정규노동을 대상으로 한 분석에서도 내생성 문제가 발생하기 때문에 도구변수 모형을 활용하여 분석하였다.

이러한 분석전략을 통해 본 논문은 노조가 비정규노동의 고용에 미치는 효과를 보다 엄밀히 추정하여 내부자-외부자 가설과 교섭력 가설에 대해서 검증할 것이다. 또한 비정규노동을 세부적으로 구분하여 분석함으로써 비정규노동의 형태별로 노조의 고용효과가 어떤 차이를 갖는지 확인할 수 있을 것이다. 이러한 분석을 통해 노조가 내부자의 단기적 이해만을 고려하여 비정규노동을 용인하는지, 아니면 교섭력 강화를 위해서 비정규노동을 억제하는지를 판단할 수 있을 것이다. 또한 비정규노동의 유형별로 노조가 어떻게 대응하지도 파악할 수 있을 것이다.

4. 분석자료 및 분석 방법

본 논문에서 사용하고 있는 주된 자료는 개인 수준의 자료로 □경제활동인구조사□ 부가조사 자료와 사업체 수준의 자료인 □사업체패널 2005년도 자료를 활용하였다.

□경제활동인구조사□ 부가조사 자료는 2006년 자료와 2003년에서 2006년까지의 자료를 패널화한 자료를 사용하였다. 이 자료는 전체 임금노동자를 대표하는 자료이며, 비정규노동에 대한 다양한 분류가 가능하다. 또한 노동조합 존재유무에 대한 자료를 포함하고 있어 노조효과 분석에 용이하다.

비정규노동의 관한 연구에서 가장 민감한 부문이 비정규노동에 관한 정의 문제이다. 비정규노동의 정의는 정부에서 제시하는 분류방식이 있지만 노동계와 일부 연구자들은 이 정의를 따르지 않고 광의의 비정규노동의 정의를 사용한다. 정부의 정의는 정규직과 달리 객관적으로 고용조건의 제약이 뚜렷하게 나타나는 기간제노동, 한시노동, 시간제노동, 파견노동, 용역노동, 일시호출노동, 특수고용형태노동, 가내노동을 비정규노동을 분류하고, 이 외 모든 노동자를 정규직으로 파악한다(이하 비정형노동으로 지칭함). 노동계는 정부의 정의가 협소하다고 지적하고 비정형노동에 취약노동을 포함하여야 한다고 주장한다. 여기서 취약노동이란 고용계약상 명확하게 분류되지 않아 비정형노동에는 포함되지 않지만 종사상 지위가 임시·일용직으로 분류되는 사람들을 의미한다. 본 논문에서는 취약노동을 정규직으로 분류하는 것은 문제가 있다고 판단한다. 이 취약노동은 비공식노동에 포함되는 형태로서 정규직에 포함되는 것은 잘못이다. 특히 취약노동을 정규직으로 분류하면 정규직이 매우 극단적으로 이중구조화되는 문제가 발생하기 때문에 노조효과 분석에 혼란이 야기될 것이다. 따라서 본 논문은 비정규노동을 기간제 등과 같이 비정형노동과 취약노동으로 정의하여 분석할 것이다.

) 한시적 노동은 노사정위원회에서 비정규노동에 포함하기로 합의된 형태로 구체적인 내용은 다음과 같다. 한시적 노동이란 고용계약기간은 정해지지 않았고 고용이 지속되는 이유가 계약의 반복갱신인 경우이거나, 고용계약기간이 정해지지 않았고 계속근로가 가능하지 않는데, 그 이유가 업무와 과제 등이 종료되기 때문인 경우에 해당한다.

) 여기서 비공식노동이란 사회보험 적용을 받지 못하고 노동시장 보호규제범주에서 포함되지 못하는 노동자들을 의미한다. 비공식노동에 관한 자세한 정의는 성재민·이시균(2007) 논문 참조.

개인수준 분석을 위해서 활용하는 분석방법은 로짓모형, 패널고정효과 로짓모형, 다항로짓모형이다. 로짓모형과 패널로짓모형은 전체 비정규노동의 선택여부를 종속변수로 한 모형이며, 다항로짓모형은 비정규노동을 세분하여 분석하는데 활용하는 모형이다. 본 논문에서 다항로짓 분석을 위해서 사용하는 종속변수는 다음과 같이 분류하여 분석한다.

<표 > 다항로짓 분석모형 종속변수 구분 내용

다항로짓 종속변수 (기준변수: 정규-상용직)	세부내용
정규-상용직/비정형노동/취약노동	비정형노동: 기간제노동, 시간제노동, 파견노동, 용역노동, 일시호출노동, 가내노동, 특수고용형태노동 취약노동: 비정형노동에 속하지 않으면서 임시·일용직인 형태
정규-상용직/외주-비정규노동/내부-비정규노동/취약노동	외주-비정규노동: 파견노동, 용역노동, 일시호출노동,특수고용형태노동, 가내노동 내부-비정규노동: 기간제노동, 한시적 노동, 시간제노동
정규-상용직/직접고용 비정규노동/간접고용 비정규노동/특수고용형태/취약노동	직접고용: 기간제노동, 한시적 노동, 시간제노동 간접고용: 파견노동, 용역노동, 일시호출노동 특수고용형태: 특수고용형태
정규-상용직/상시-비정형/비상시-비정형/취약노동	상시-비정형: 비정형노동이면서 계속근무가 가능한 형태 비상시-비정형: 비정형노동이면서 계속근무가 불가능한 형태

다음으로 본 논문은 사업체 수준의 분석을 위해서 □사업체패널 2005년도 자료□를 활용하였다. 종속변수에 해당하는 비정규노동 변수와 주요 설명변수인 노조는 다음과 같이 정의된다.

) 각 변수의 기초통계량은 <부표 1>에서 설명함.

<표 > 사업체 수준 변수

주요 변수	세부내용
비정규노동 활용여부/비정규노동 활용비율	비정규노동 구분: 기간제/한시적 노동, 시간제노동, 파견/용역/일시호출, 특수고용형태노동/독립도급노동, 재택/가내노동, 일용노동 비정규노동 활용여부: 비정규노동 노동자가 0이상이면 1, 아니면 0 비정규노동 활용비율: 전체노동자에서 비정규노동 비율
외주화 활용여부/외주화 활용 비율	외주화 구분: 파견/용역/일시호출, 특수고용형태노동/독립도급노동, 재택/가내노동, 일용노동 외주화 활용여부: 외주화 노동자가 0이상이면 1, 아니면 0 외주화 활용비율: 전체노동자에서 비정규노동 비율
직접고용 비정규노동 활용여부/활용비율	직접고용 비정규노동 구분: 기간제/한시적 노동, 시간제노동 직접고용 비정규노동 활용여부: 노동자가 0이상이면 1, 아니면 0 직접고용 비정규노동 활용비율: 전체노동자에서 비정규노동 비율
세부 고용형태별	기간제,한시직 활용여부/활용비율 시간제 활용여부/활용비율 간접고용 활용여부/활용비율 특수고용 활용여부/활용비율 사내하청 활용여부/활용비율 일용노동 활용여부/활용비율
노조변수	노조유무, 노조조직률
회사법인 유무	영리회사법인이면 1, 아니면 0
기능적 유연성 지수	기능적 유연성(다기능화 훈련, 정기적 직무순환, 소집단활동) 도입 개수
하도급 거래 여부	하도급 거래=1, 아니면 0
숙련습득기간	신입사원이 능숙한 재직자 민큼 일 하기 위해 소요되는 기간(개월)
동종업종 임금수준/품질수준/이직률	동종업종 평균에 비해 낮다=1, 높다=5
초임	대졸신입 남성 초임에 로그를 취한 값
시장수요상황	시장수요 빠르게 증가=1, 빠르게 감소=5
복지후생지수	실시하는 복지후생 도입 개수
회사연령	회사 설립연도
기타	산업더미, 노동력구성 변수(고령자, 여성, 생산직, 서비스직 비중), 단일사업장 여부, 로그1인당 자산, 로그종업원규모, 로그1인당매출액 포함. 여기서 로그 1인당 자산과 로그1인당 매출은 결측치에 관한 대체값을 이용함.

사업체 패널 자료는 사업체에 대한 상세한 사업체 정보를 가지고 있으며, 특히 비정규노동에 관한 상세한 정보를 포함하고 있다. 본 논문은 사업체 수준에서 비정규노동 활용여부와 활용비율을 종속변수로 하여 노조효과를 추정할 것이다. 또한 세부적인 비정규노동 고용형태별 노조의 효과도 추정할 것이다.

실증분석 방법은 일차적으로 프라빗 모형과 토빗모형을 이용한다. 이들 모형의 경우 노조변수의 내생성 문제로 노조변수의 추정계수의 편의가 발생한다. 이러한 문제를 해결하기 위해서 도구변수 프라빗 모형과 도구변수 토빗 모형을 활용할 것이다.

5. 실증결과

본 논문은 노동조합이 비정규노동의 고용에 미치는 효과를 개인차원과 사업체차원에서 분석하고자 한다. 또한 비정규노동의 전체에 대한 노조의 고용효과와 더불어 세부적인 비정규노동 형태별 분석을 추가할 것이다.

(1) 개인차원 분석

<표 3>는 노조유무별 임금노동자의 분포를 보여주고 있다. 전체적으로 노조가 있는 사업장에서 일하는 노동자는 전체 노동자의 23.0%를 차지하였다. 노조부문에서 정규-상용직이 차지하는 비중은 71.6%인 반면 비정규노동의 비중은 28.4%로 나타났다. 반면 무노조부문은 비정규노동이 65.3%로 나타났고 정규-상용직은 34.7%에 불과하여 노조부문과 큰 차이를 보였다. 노조부문에서 비정형노동은 21.8%였고 취약노동은 6.6%에 불과하였다. 무노조부문은 비정형노동이 37.1%로 가장 많은 비중을 차지하는 것으로 나타났고 취약노동도 28.1%로 비교적 큰 비중을 보였다.

<표 4>는 비정규노동을 내부부문과 외부부문으로 나누고 노조유무별 현황을 살펴본 결과이다. 노조부문의 비정규노동은 대부분 내부-비정규노동(17.8%)인 것으로 나타났고 외부-비정규노동 규모는 4.0%에 불과한 것으로 나타났으며, 취약노동도 6.6% 수준이었다. 반면 무노조부문의 비정규노동은 취약노동이 28.1%로 가장 많았고 내부-비정규노동은 22.0%, 외부-비정규노동은 15.2% 수준으로 나타났다. 무노조부문은 노조부문에 비해 비교적 외부-비정규노동과 취약노동의 비중이 큰 것을 확인할 수 있다. 취약노동의 비중이 높은 것은 소규모사업장이 많이 포함되었기 때문으로 판단된다.

<표 > 노조유무별 현황(단위: 천명, %)

노조유무	전체	정규-상용직	비정규노동 (취약노동포함)	비정형노동	취약노동
유노조	3,527	2,526	1,000	768	232
	100.0	71.6	28.4	21.8	6.6
무노조	11,824	4,105	7,719	4,391	3,328
	100.0	34.7	65.3	37.1	28.1

자료: 경제활동인구조사 부가조사자료 원자료(2006년).

주) 비정형노동은 기간제노동, 한시노동, 시간제노동, 파견노동, 용역노동, 특수고용형태노동, 재택노동을 지칭하며, 비정규노동은 비정형노동에 취약노동을 포함함. 취약노동은 비정형노동이 아니면서 임시일용직인 노동자를 지칭함.

<표 > 노조유무별  비정규노동 유형별 현황 I(단위: 천명, %)

노조유무	전체	외부-비정규노동	내부-비정규노동	취약노동	정규-상용직
유노조	3,527	141	627	232	2,526
	100.0	4.0	17.8	6.6	71.6
무노조	11,824	1,792	2,599	3,328	4,105
	100.0	15.2	22.0	28.1	34.7

자료: 경제활동인구조사 부가조사자료 원자료(2006년)

주 1) 외부-비정규노동: 일시호출노동, 파견노동, 용역노동, 특수고용형태노동, 재택노동

2) 내부-비정규노동: 기간제, 한시노동, 시간제노동

<표 5>를 보면 노조부문의 비정규노동은 대부분 직접고용 비정규노동으로 나타났다. 파견·용역·호출노동과 같은 간접고용은 2.3%에 불과하였고 특수고용형태노동도 1.7%로 낮은 수준이었다. 반면 무노조부문은 간접고용이 10.7%로 비교적 높은 수치를 기록하는 등 전반적으로 모든 비정규노동 유형별로 노조부문 보다 높은 수치를 보였다.

<표 > 노조유무별 비정규노동 유형별 현황 II(단위: 천명, %)

노조유무	전체	간접고용	특수고용	직접고용	취약노동	정규-상용직
유노조	3,527	81	60	627	232	2,526
	100.0	2.3	1.7	17.8	6.6	71.6
무노조	11,824	1,270	522	2,599	3,328	4,105
	100.0	10.7	4.4	22.0	28.1	34.7

자료: 경제활동인구조사 부가조사자료 원자료(2006년)

주 1) 간접고용: 일시호출노동, 파견노동, 용역노동, 재택노동

주 2) 직접고용: 기간제, 한시노동, 시간제노동

<표 > 노조유무별 비정규노동 유형별 현황 III (단위: 천명, %)

노조유무	전체	정규-상용직	취약노동	상시-비정형	비상시-비정형
유노조	3,527	2,526	232	627	142
	100.0	71.6	6.6	17.8	4.0
무노조	11,824	4,105	3,328	2,537	1,854
	100.0	34.7	28.1	21.5	15.7

자료: 경제활동인구조사 부가조사자료 원자료(2006년)

주 1) 상시-비정형: 비정형노동 중 계속근무가 가능한 자

주 2) 비상시-비정형: 비정형노동 중 계속근무가 가능하지 않은자

<표 6>를 보면 무노조부문은 계속근무가 가능하지 않은 비상시-비정형노동이 15.7%를 차지하여 노조부문의 4.0%와 큰 차이를 보였다. 상시-비정형노동의 경우에도 노조부문이 무노조부문에 비해 낮은 수치를 보이고 있다.

<표 > 노조유무별 비정규노동 유형별 현황 IV (단위: 천명, %)

	유노조		무노조
전체	3,527	100.0	11,824	100.0
기간제	427	12.1	1,565	13.2
한시적 노동	143	4.1	304	2.6
시간제노동	58	1.6	730	6.2
일시호출노동	11	0.3	542	4.6
파견노동	19	0.6	109	0.9
용역노동	47	1.3	449	3.8
특수고용형태노동	60	1.7	522	4.4
가내노동	4	0.1	171	1.4
취약노동	232	6.6	3,328	28.1
정규-상용직	2,526	71.6	4,105	34.7

자료: 경제활동인구조사 부가조사자료 원자료(2006년)

<표 7>은 비정규노동의 세부항목별로 노조유무별 분포를 보여주고 있다. 노조부문은 기간제노동과 한시적 노동이 16.2%로 무노조부문의 15.8% 보다 다소 높게 나타났다. 반면 다른 비정규노동의 형태는 모두 무노조부문에서 노조부문 보다 높은 비율을 보였다.

전반적으로 노조부문은 무노조부문에 비해 정규직 비율이 높고 비정규노동의 비율이 낮게 나타났다. 다만 기간제노동과 한시적 노동과 같은 비정규노동 중 비교적 근로조건이 좋은 고용형태는 노조부문과 무노조부문의 차이가 거의 없는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 노조부문과 무노조부문 간에 고용형태의 구조가 상당한 다르다는 사실을 보여준다. 노조부문은 정규직 혹은 비정규노동 중 기간제노동이나 한시적 노동을 주로 활용하는 반면 무노조부문은 비정규노동이 압도적으로 많은 비중을 차지하는 가운데 취약노동이나 기간제노동, 한시적 노동의 비율이 높았다.

결국 노조가 있는 사업장은 노조가 없는 사업장에 비해 비정규노동을 적게 사용한다고 볼 수 있다. 그렇다면 이러한 효과가 과연 노조의 존재로 인한 것으로 설명할 수 있는가? 위와 같은 결과로 노조가 비정규노동을 억제하는 것으로 판단하기는 어렵다. 노조부문에서 비정규노동의 비율이 낮은 것이 노조변수 이외에 다른 인적속성이나 일자리 속성의 차이일 수 있기 때문이다.

보다 명확하게 비정규노동의 고용에 미치는 노조의 효과를 살펴보기 위해서 다변수 로짓모형을 활용하여 분석하였다. 로짓 분석을 통해 다른 요인들을 통제하고 노조유무가 비정규노동의 선택에 미치는 효과를 살펴볼 수 있다.

<표 > 비정규노동의 결정요인 분석(로짓모형)

	한계효과값	p-값
노조유무	-0.125	0.000
자발적 취업여부	-0.422	0.000
남성(여성기준)	-0.156	0.000
가구주	-0.080	0.000
무배우자	0.007	0.493
교육수준	-0.011	0.000
연령	-0.030	0.000
연령제곱	0.000	0.000
상수항	1.548	0.000
사례수	26,234
로그대수우도함수값	-11,279

자료: 경제활동인구조사 부가조사자료 원자료(2006년)

주: 산업더미, 직업더미, 규모더미를 통제한 결과임.

<표 8>은 종속변수를 비정규노동 여부를 한 로짓모형의 분석결과를 보여주고 있다. 분석결과, 평균적인 노동자가 노조가 있는 사업장에 속한 경우에 무노조사업장에 속한 노동자에 비해 비정규노동에 속할 가능성이 12.5% 낮은 것으로 나타났다. 한편 자발적 취업동기는 가진 노동자는 비자발적으로 일자리를 선택한 노동자에 비해 비정규노동에 속한 가능성이 42.2% 낮은 것으로 나타났다. 이러한 결과로 비정규노동의 대부분은 비자발적으로 선택되어 지는 것으로 판단된다. 또한 교육수준이 높을수록, 연령이 높을수록 비정규노동에 속할 가능성이 낮은 것으로 나타났다.

<표 8>의 분석결과는 노조에 속한 노동자가 그렇지 않은 노동자에 비해 정규직이 될 가능성이 높다고 해석할 수 있다. 그러나 노조더미변수는 비정규노동의 선택과 내생적인 관계를 가지고 있다. 즉 노조부문을 선택하는 능력이 높은 노동자는 정규직이 될 가능성도 높을 것이다. 따라서 노조부문에서 비정규노동의 선택 가능성이 낮게 나타난 것은 노조효과라기 보다는 능력이나 성향과 같은 개인의 미관찰된 속성의 영향으로 파악할 수도 있다. 이러한 개인의 미관찰 이질성을 통제하기 위해서 본 논문은 패널분석 방법을 활용하였다.

<표 > 비정규노동 결정요인 분석(패널모형: 임의효과모형, 고정효과 모형)

	임의효과 프라빗모형		고정효과 로짓모형
	추정계수	p-값	추정계수	p-값
노조유무	-0.571	0.000	-0.175	0.018
남성(여성기준)	-0.719	0.000
가구주	-0.436	0.000
무배우자	0.196	0.000
교육수준	-0.083	0.000
연령	-0.115	0.000
연령제곱	0.001	0.000
상수항	6.186	0.000
사례수	104,635		10,147
로그대수우도함수값	-41,143		-3322.4831

자료: 경제활동인구조사 부가조사자료 패널화 자료 (2003-2006년)

주 1) 경제활동인구조사 패널화는 가구원번호와 생년월일을 이용하여 패널화한 것임.

주 2) 산업더미, 직업더미, 규모더미를 통제한 결과임.

<표 9>는 개인의 미관찰 이질성을 통제한 패널분석 결과를 보여주고 있다. 임의효과 프라빗 모형은 개인의 미관찰 이질성이 노조변수와 상관관계가 없다고 가정한 모형이며, 고정효과 로짓모형은 개인의 미관찰 이질성이 노조변수와 상관관계가 있다고 가정한 모형이다. 임의효과 모형에서 개인의 미관찰 이질성은 교란항에 포함하여 분석하게 되며, 고정효과 모형은 노조변수와 상관관계가 있다고 보고 이를 제거하는 방법으로 분석하게 된다.

) 이들 두 가지 패널모형을 사용하는 이유는 어느 모형이 더 적절한 모형인지 선택하는 검증 방법이 잘 알려져 있기 않기 때문이다. 다만 고정효과 모형은 로짓모형을, 임의효과 모형은 프라빗 모형을 이용하는데, 이는 고정효과 모형에서 프라빗 모형은 최우추정치의 비일치성 문제가 발생하는 것으로 알려져 있고 임의효과 프라짓 모형을 사용하는 이유는 로짓 모형 보다 더 엄밀하기 때문이다(Greene 2002 참조).

분석결과, 노조변수는 두 가지 패널 모형 모두  통계적으로 유의한 부(-)의 상관관계를 보여주고 있다. 이러한 결과는 노조가 개인의 관찰된 혹은 미관찰된 이질적 속성을 통제한 후에 얻은 것으로 노조의 비정규노동의 고용에 미치는 효과를 엄밀하게 파악할 수 있다. 특히 고정효과 모형의 결과는 무노조부문에서 노조부문으로 전환한 동일한 노동자는 비정규노동에서 정규직으로 전환할 가능성이 높으며, 반대의 경우에는 비정규노동으로 전환할 가능성이 높다는 것을 의미한다. 결국 노조는 비정규노동을 억제하는 효과를 가진 것으로 해석할 수 있으며, 이는 내부자-외부자 가설과는 상반된 결과이다.

다음으로 비정규노동의 유형별로 노조가 고용에 미치는 효과를 파악하기 위해서 다항로짓 분석을 수행하였다. <표 10>은 비정규노동을 유형별로 나누어 분석한 결과이며, <표 11>은 비정규노동의 세부적인 형태별로 분석한 결과이다. 각각의 추정값은 노조변수의 승산비(odds ratio)로 노조가 있는 경우에 노조가 없는 경우에 비해 비정규노동에 속할 확률이 몇 배 높은가를 의미한다. 기준변수는 정규-상용직이다.

<표 10>을 살펴보면 노조에 속한 노동자는 무노조 노동자에 비해 정규-상용직 대비 비정형노동에 속할 확률이 0.65배인 것으로 나타났고 취약노동에 속할 확률은 0.43배인 것으로 나타나 두 유형 모두 무노조부문에서 비정규노동에 속할 가능성이 높았다. 한편 노조부문에 속한 노동자는 비정형노동 보다는 취약노동에 속할 가능성이 낮았다.

또한 노조부문에 속한 노동자는 무노조부문에 속한 노동자에 비해 정규-상용직 보다 내부-비정규노동과 외부-비정규노동에 속할 가능성이 낮게 나타났다. 특히 외부-비정규노동에 속할 가능성이 더욱 낮았다. 노조부문은 내부-비정규노동 보다는 외부-비정규노동에 대해 부정적인 결과를 보였다.

<표 > 비정규노동의 결정요인 분석(다항로짓 모형 I)

	승산비(odds ratio)	p-값
비정형노동	0.653	0.000
취약노동	0.433	0.000
로그대수우도함수값	-19,940
내부-비정규노동	0.724	0.000
외부-비정규노동	0.401	0.000
취약노동	0.419	0.000
로그대수우도함수값	-24,194
직접고용	0.726	0.000
간접고용	0.409	0.000
특수고용형태노동	0.380	0.000
취약고용	0.419	0.000
로그대수우도함수값	-25,191
상시-비정형노동	0.667	0.000
비상시-비정형노동	0.533	0.000
취약노동	0.428	0.000
로그대수우도함수값	-23,989
사례수	26,234

자료: 경제활동인구조사 부가조사자료 원자료(2006년)

주 1) 기준변수는 정규-상용직임.

2) 인적속성(연령, 연령제곱, 성, 가구주, 무배우자), 교육연수, 자발적 취업여부, 산업더미, 직업더미, 규모더미는 통제한 결과임.

3) 비정형노동: 기간제노동, 한시노동, 시간제노동, 파견노동, 용역노동, 특수고용형태노동, 재택노동. 취약노동: 비정형노동이 아니면서 임시일용직. 외부-비정규노동: 일시호출노동, 파견노동, 용역노동, 특수고용형태노동, 재택노동. 내부-비정규노동: 기간제, 한시노동, 시간제노동. 간접고용: 일시호출노동, 파견노동, 용역노동, 재택노동. 직접고용: 기간제, 한시노동, 시간제노동. 상시-비정형: 비정형노동 중 계속근무가 가능한 자. 비상시-비정형: 비정형노동 중 계속근무가 가능하지 않은 자

노조부문의 노동자가 무노조부문의 노동자에 비해 정규-상용직 보다 직접고용 비정규노동에 속할 가능성은 약 27% 낮았고 간접고용은 약 59%, 특수고용형태노동은 약 62% 낮았다. 또한 노조부문은 무노조부문에 비해 상시-비정형노동에 속할 가능성이 정규-상용직 보다 약 33% 더 낮았으며, 비상시-비정형노동에 속할 가능성은 약 47% 더 낮았다.

전체적으로 어떤 유형이든 노조부문에서 비정규노동에 속할 가능성이 낮게 나타났다. 특히 노조부문은 비정형노동 보다는 취약노동이 속할 가능성이 낮았고 내부-비정규노동 보다는 외부-비정규노동에, 직접고용 비정규노동 보다는 간접고용 비정규노동에, 상시-비정형노동 보다는 비상시-비정형노동에 속할 가능성이 낮았다. 이것은 노조부문에서 비정규노동 중 더 취약한 고용형태의 활용이 억제되는 것으로 해석할 수 있다. 이러한 사실은 비정규노동의 형태를 더욱 세분하여 분석한 <표 11>에서도 발견할 수 있다.

<표 > 비정규노동의 결정요인 분석(다항로짓 모형 II)

	승산비(odds ratio)	p-값
기간제-한시노동	0.771	0.000
시간제노동	0.393	0.000
호출노동	0.317	0.000
파견노동	0.542	0.003
용역노동	0.407	0.000
특수고용형태노동	0.406	0.000
재택노동	0.453	0.049
취약노동	0.417	0.000
로그대수우도함수값	-28,397
사례수	26,234

자료: 경제활동인구조사 부가조사자료 원자료(2006년)

주 1) 기준변수는 정규-상용직임.

2) 인적속성(연령, 연령제곱, 성, 가구주, 무배우자), 교육연수, 자발적 취업여부, 산업더미, 직업더미, 규모더미는 통제한 결과임.

3) 각각의 비정규노동 고용형태는 중복을 피하여 도출됨.

<표 11>를 보면 노조부문의 노동자가 무노조부문에 비해 정규-상용직 보다 비교적 근로조건이 취약한 시간제노동, 호출노동, 취약노동에 속할 가능성이 낮게 나타났다. 반면 기간제-한시노동은 상대적으로 노조부문에서 다른 비정규노동의 형태 보다는 선택할 가능성이 높았다.

이상과 같은 결과로 노조는 비정규노동의 고용에 부정적인 영향을 미치고 있음을 확인할 수 있다. 특히 동일한 개인을 추정하여 분석한 고정효과 패널모형의 결과를 보면 노조부문으로 이동하는 경우 비정규노동에서 정규직으로 전환할 가능성이 높아지는 것을 확인할 수 있다. 한편 근로조건이 취약한 비정규노동일수록 노조의 고용효과가 더욱 부정적인 것으로 나타났다. 이것은 노조가 교섭력 약화를 방지하기 위해서 근로조건의 취약한 비정규노동을 더욱 억제하기 때문으로 해석된다.

(2) 사업체차원 분석

본 논문은 분석결과의 일관성을 높이기 위해서 사업체차원의 분석이 개인차원의 분석결과와 일치하는지를 검토해 보고자 한다. 본 논문에서 사업체차원의 분석은 사업체 패널 자료를 활용하여 분석하였다.

<표 > 노조유무별 비정규노동 활용 현황(단위: %)

노조유무	비정규노동 활용여부	외주화 비정규노동 활용비중	직접고용 비정규노동 활용비중	간접비정규노동 활용비중
유노조	70.00	53.65	50.69	41.77
무노조	61.46	43.64	34.81	22.86
전체	63.18	45.65	38.00	26.66
노조유무	평균 비정규노동 비중	평균 외주화 비정규노동 비중	직접고용 비정규노동 비중	평균 간접 비중
유노조	14.31	8.29	6.02	6.00
무노조	13.91	7.29	6.61	3.05
전체	13.99	7.49	6.49	3.64

자료: 사업체 패널 2005년도 자료

주 1) 외주화 비정규노동: 외국인노동, 파견/용역/일시대체, 특수고용형태/독립도급, 재택/가내노동, 사내하청, 일용노동, 기타 비정규노동노동

2) 직접고용 비정규노동: 기간제-한시노동, 시간제노동

3) 간접비정규노동: 파견/용역/일시대체, 사내하청, 일용노동

<표 12>는 노조유무별 비정규노동 활용 현황을 보여주고 있다. <표 12>를 보면 놀랍게도 개인차원의 노조유무별 비정규노동 현황과 정 반대의 결과를 보여주고 있다. 노조부문의 비정규노동 활용여부 비율은 70.00%로 무노조부문의 61.18%에 비해 크다. 뿐 만 아니라 비정규노동 유형별 비정규노동 활용여부 비율을 보아도 비슷한 결과를 보이고 있다. 사업체 당 평균적인 비정규노동 활용비율을 노조유무별로 살펴보면 노조부문이 무노조부문에 비해 비정규노동 활용강도도 높은 것으로 나타났다.

<표 13>를 보면 노조부문이 가내/재택노동과 일용노동을 제외하고 비정규노동의 세부형태별로 비정규노동 활용여부 비율이 높은 것을 발견할 수 있다. 특히 기간제-한시노동은 노조부문이 49.41%인 반면 무노조부문은 29.56%로 상당한 차이를 보였다. 또한 파견/용역/일시노동도 노조부문은 37.88%인 반면 무노조부문은 19.43%에 그쳤다.

평균 비정규노동 비율을 보면 노조부문이 14.31%였으며 무노조부문은 13.91%로 나타났다. 시간제노동과 일용노동을 제외하고 전 고용형태에서 무노조부문에서 평균 비정규노동 비율이 노조부문 보다 낮은 것으로 나타났다.

<표 > 노조유무별 비정규노동 세부형태별 활용 현황(단위: %)

활용여부	비정규노동 활용여부	기간제 노동	시간제 노동	파견/용역/일시노동	특수고용형태노동	가내/재택노동	사내하청	일용노동
유노조	70.00	49.41	10.51	37.88	5.54	0.88	8.00	8.73
무노조	61.46	29.56	9.59	19.43	4.17	1.30	3.11	11.87
전체	63.18	33.54	9.77	23.13	4.45	1.22	4.09	11.24
평균 비정규노동 비율	평균 비정규노동 비중	기간제 노동	시간제 노동	파견/용역/일시노동	특수고용형태노동	가내/재택노동	사내하청	일용노동
유노조	14.31	5.48	0.54	4.24	0.97	0.08	1.68	0.87
무노조	13.91	5.31	1.30	2.46	0.60	0.07	0.51	1.94
전체	13.99	5.34	1.15	2.82	0.68	0.07	0.75	1.73

자료: 사업체 패널 2005년도 자료

이와 같은 결과는 앞선 개인차원의 단순현황과 커다란 차이를 보이는 것이다. 이 결과만으로 보면 노조부문에서 비정규노동을 더 많이 활용하는 것으로 볼 수 있으며, 노조가 비정규노동의 활용을 용인하는 것으로 판단할 수 있다.

이러한 결과를 이해하기 위해서 사업체 패널자료에서 무노조 사업장의 특징을 살펴보면, 무노조 사업장에서 노조 사업장에 비해 평균적으로 1인당 매출액이 높게 나타나고 있다. 일반적으로 노조부문이 무노조 부문보다 생산성이 높은 것으로 알려져 있지만 사업체 패널의 경우에는 반대의 결과가 나타난 것이다. 이러한 결과는 무노조 사업장에 고생산성, 고기술 사업장이 다수 포함되어 있기 때문으로 판단된다. 따라서 무노조 사업장에서 비정규노동의 활용이 낮은 이유는 사업체 패널자료에서 생산성이 낮은 무노조사업장이  다수 포함되지 못한 결과에 기인한 것으로 판단된다.

그러나 만약 다른 조건이 모두 동일하다면 노조유무와 비정규노동 활용과의 관계가 앞선 결과와 다른 양상을 보일 가능성이 있다. 사업체의 관찰된 특성과 미관찰 특성을 통제하고 나서 노조유무와 비정규노동 활용관계를 보면 보다 엄밀하게 노조의 비정규노동 활용에 미치는 효과를 파악할 수 있을 것이다.

<표 14>는 종속변수를 비정규노동 비율과 비정규노동 활용여부로 한 토빗 모형과 프라빗 모형을 분석한 결과이다. 노조변수는 노조조직률 변수와 노조유무 변수를 사용하였다. 사업체차원의 분석에서도 노조변수는 비정규노동 활용과 내생적인 관계를 가지며, 이로 인해  노조변수의 추정계수는 편의를 가지게 될 것이다. 이러한 문제를 해결하기 위해서 도구변수 토빗모형과 도구변수 프라빗 모형을 활용하여 분석하였다. 특히 도구변수 프라빗 모형은 노조유무 더미변수를 내생성 변수로 판단한 더미변수를 포함한 내생성 프라빗 모형을 활용하였다. 도구변수로 토빗모형은 복지후생수준, 회사연령, 시장수요상황을 사용하였고 프라빗 모형에서는 동종업종 품질수준과 동종업종 이직률 수준을 이용하였다. 이러한 도구변수를 선택한 이유는 이들 변수가 비정규직 활용여부와 활용비율에 직접적으로 영향을 미치지는 않지만 노조유무나 노조조직률과는 상관관계가 있다고 판단하였기 때문이며, 내생성 검증에서 통계적으로 유의미한 결과를 보였기 때문이다.

) 이들 도구변수들은 이후 도구변수 분석에서도 계속해서 사용하였다.

<표 > 비정규직 활용 결정요인 분석 I

	비정규직 비율				비정규직 활용여부
	토빗모형		도구변수 토빗모형		프라빗 모형		도구변수 프라빗 모형
	추정 계수	p-값	추정 계수	p-값	추정 계수	p-값	추정 계수	p-값
노조조직률	-0.209	0.000	-0.438	0.005
노조유무					0.021	0.875	-1.476	0.000
사례수	1,777
로그대수우도값	-7,118		-262,556		-993		-29,481
내생성 검증			2.820	0.093			30.082	0.000
도구변수	복지후생지수, 회사연령, 시장수요상황				동종업종 품질수준, 동종업종 이직률 수준

자료: 사업체 패널 2005년도 자료

주) 추정계수는 회사법인여부, 하도급 거래여부, 숙련습득기간, 신입사원초임, 산업더미, 노동력구성 변수(고령자, 여성, 생산직, 서비스직 비중), 단일사업장 여부, 로그1인당 자산, 로그종업원규모, 로그1인당매출액을 통제한 수치임.

<표 14>를 보면 앞선 단순 현황과는 달리 노조유무와 노조조직률은 비정규노동 활용여부와 활용비율에 부(-)의 상관관계를 갖는 것으로 나타났다. 다만 종속변수를 비정규노동 활용여부로 한 프라빗 모형의 분석 결과는 통계적으로 유의하지 않은 정(+)의 효과를 갖는 것으로 나타났다. 그러나 도구변수 프라빗 모형의 결과는 통계적으로 유의한 부(-)의 관계를 보여 앞선 결과와 일치하였다. 이러한 결과는 사업체 패널자료를 이용하여 동일한 분석방법으로 비정규노동의 활용여부와 노조유무와의 관계를 분석한 이시균·김정우(2006)의 분석결과와 동일한 것이다.

<표 > 비정규직 활용 결정요인 분석 II

	종속변수	토빗모형 (노조조직률)		도구변수 토빗모형(노조조직률)
		추정계수	p-값	추정계수	p-값	내생성검증	도구변수
활용비율	외주화 비정규직	-0.167	0.000	-0.233	0.037	0.395	회사연령, 시장수요상황, 동종업종 품질수준
	직접고용 비정규직	-0.533	0.008	-0.694	0.052	0.076
		프라빗모형 (노조유무)		도구변수 프라빗 모형(노조유무)
활용여부	외주화 비정규직	0.192	0.139	-1.370	0.000	0.000	동종업종 품질 수준, 동종업종 이직률 수준
	직접고용 비정규직	0.212	0.094	-0.888	0.007	0.013

자료: 사업체 패널 2005년도 자료

주 1) 외주화 비정규직: 외국인노동, 파견/용역/일시대체, 특수고용형태/독립도급, 재택/가내노동, 사내하청, 일용노동, 기타 비정규직노동

2) 직접고용 비정규직: 기간제-한시노동, 시간제노동

3) 추정계수는 <표 14>와 동일한 통제변수를 포함하여 얻은 결과임.

<표 15>는 외주화 비정규노동과 직접고용 비정규노동의 활용여부와 활용비율을 종속변수로 한 분석결과를 보여준다. 마찬가지로 도구변수 모형을 추가로 활용하였다. 분석 결과, 종속변수를 비정규노동 활용비율로 한 토빗모형은 노조변수와 비정규노동 활용비율 간에 통계적으로 유의한 부(-)의 관계를 확인할 수 있다. 결과적으로 외주화된 비정규노동이든, 직접 고용된 비정규노동이든 노조는 이들 비정규노동 고용을 억제하는 영향을 미치고 있는 것으로 판단된다.

마지막으로 비정규직 세부 고용형태별로 노조와 비정규직 활용과의 관계를 분석하였다. <표 16>를 보면 종속변수를 비정규직 활용비율로 한 토빗모형의 경우에 특수고용/독립도급과 사내하청을 제외하면 대체로 비정규직 활용비율과 노조 노직률 간에 부(-)의 관계를 보이고 있다. 단순 토빗모형의 경우, 사내하청을 제외하면 모든 추정계수는 통계적으로 유의하게 부(-)의 값을 보이고 있으며, 도구변수 모형의 경우에는 기간제-한시노동과 간접노동이 통계적으로 유의미한 부(-)의 값을 보이고 있었으며, 시간제노동과 일용노동은 부(-)의 관계를 보였지만 통계적 유의도는 낮았고 특수고용/독립도급과 사내하청은 통계적으로 유의하지 않은 정(+)의 관계를 나타냈다.

종속변수가 활용여부인 프라빗 분석 결과는 단순 프라빗 모형의 경우 대체로 정(+)의 값을 갖거나 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타난 반면 내생성 더미변수를 포함한 프라빗 모형에서는 사내하청을 제외하면 모두 통계적으로 유의하게 부(-)의 상관관계를 갖는 것으로 나타났다.

결과적으로 전체적으로 사내하청을 제외하면 노동조합과 비정규직 고용간에 부(-)의 관계를 확인할 수 있다. 특히 노동조합을 내생성 변수 판단한 도구변수 모형에서는 더욱 일관된 결과를 확인하였다.

<표 > 비정규직 활용 결정요인 분석 III

	종속변수	토빗모형 (노조조직률)		도구변수 토빗모형(노조조직률)
		추정계수	p-값	추정계수	p-값	내생성검증	도구변수
활용비율	기간제-한시노동	-0.046	0.082	-0.664	0.073	0.007	회사연령, 시장수요상황, 동종업종 품질수준
	시간제노동	-0.236	0.000	-0.332	0.382	0.621
	간접노동	-0.064	0.006	-0.299	0.031	0.036
	특수고용/독립도급	-0.344	0.001	0.127	0.865	0.771
	사내하청	0.075	0.379	0.713	0.669	0.124
	일용	-0.381	0.000	-0.139	0.544	0.937
		프라빗모형 (노조유무)		도구변수 프라빗 모형(노조유무)
활용여부	기간제-한시노동	0.382	0.003	-0.875	0.002	0.003	동종업종 품질 수준, 동종업종 이직률 수준
	시간제노동	-0.219	0.243	-0.908	0.015	0.066
	간접노동	0.483	0.001	-0.819	0.025	0.021
	특수고용/독립도급	0.014	0.951	-0.950	0.000	0.000
	사내하청	0.527	0.013	0.212	0.705	0.539
	일용	-0.260	0.120	-1.341	0.021	0.206

자료: 사업체 패널 2005년도 자료

주) 추정계수는 <표 14>와 동일한 통제변수를 포함하여 얻은 결과임.

6. 요약 및 결론

본 논문은 비정규노동의 고용에 관해 개인차원과 사업체차원에서 노동조합의 효과를 분석하였다. 이론적으로 노조와 비정규노동의 고용과의 관계를 내부자-외부자 가설과 교섭력 가설을 중심으로 설명하였고 이를 실증적으로 증명하고자 하였다. 또한 비정규노동을 유형별로 구분하고 노조와의 관계를 살펴보았다.

개인차원의 실증분석은 경제활동인구조사 부가자료를 활용하였고 사업체차원의 분석을 위해서 사업체 패널자료를 사용하였다. 핵심적인 분석방법으로 이항선택 모형(로짓모형과 프라빗모형)과 보다 엄밀한 추정결과를 얻기 위해서 패널모형과 도구변수 모형을 적극적으로 활용하였다.

전체적인 실증분석 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 개인차원이든, 사업체차원이든 노동조합과 비정규노동의 고용과는 통계적으로 유의한 부(-)의 관계를 갖는 것으로 나타났다. 이러한 결과로 노조와 비정규노동의 고용과 정(+)의 상관관계를 갖는다는 내부자-외부자 가설은 기각한다. 반면 전반적인 분석 결과는 교섭력 가설을 지지하는 것으로 나타났다.

둘째, 비정규노동 유형별, 세부 고용형태별로 나누어 분석한 결과, 대체로 노동조합은 거의 모든 형태의 비정규노동 고용과 부(-)의 관계를 갖는 것으로 나타났다. 특히 개인차원의 분석에서는 근로조건이 나쁜 비정규노동일수록 부(-)의 관계가 큰 것으로 나타났다.

셋째, 사업체차원의 분석결과, 사내하청의 활용과 노조와는 별다른 상관관계가 없는 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 다른 비정규노동의 형태와 비교하면 전혀 다른 결과이며, 특히 간접고용과 비교하면 해석하기 어려운 결과이다. 동일한 간접고용, 혹은 외주화 형태이지만 노조가 간접고용은 억제하는 것으로 나타난 반면 사내하청은 별다른 영향을 미치지 않은 것으로 나타난 것이다. 이러한 결과를 설명하기 위해서 간접고용과 사내하청의 산업별, 규모별 분포를 살펴보면 두 집단 간 분포가 상이한 것을 확인할 수 있다. 간접고용은 제조업이나 비제조업에 고루 분포되어 있으며, 노조유무별 분포도 비교적 비슷하였다. 반면 사내하청은 제조업부문에 집중해서 분포해 있으며, 특히 종업원 규모가 큰 노조부분에 집중해 있는 것을 확인할 수 있다(부표 2 참조). 이러한 결과로 사내하청이 제조업에서 사업장 규모가 큰 노조부문에서 많이 활용하는 비정규노동의 형태임을 확인할 수 있다. 대규모 사업장의 제조업부문에서 사용자는 노조를 회피하기 위한 수단으로 사내하청을 적극적으로 활용해 온 것으로 판단되며 대공장 노조 역시 고용조정의 완충판으로 사내하청의 활용을 용인해 온 것으로 보인다. 반면 비제조업 중소사업장에서는 여전히 다른 비정규노동의 고용형태와 마찬가지로 노조가 사내하청을 억제하는 효과를 가진 것으로 확인되었다. 비제조업 중소사업장만(500인 미만)을 대상으로 프라빗 분석을 한 결과 통계적으로 유의한 부(-)의 결과를 확인할 수 있다.

) 본문에는 포함하고 있지 않지만 노조유무변수와 비정규노동 활용여부간의 프라빗 모형에서 노조유무변수의 추정계수는 -0.6019(0.079)로 나타났다.

전체적인 실증결과는 노동조합이 비정규노동의 고용을 억제하는 것으로 나타나 교섭력 가설을 지지하는 것으로 나타났다. 특히 노조가 취약한 비정규노동일수록 억제효과가 큰 것으로 나타난 것은 교섭력의 유지·강화와 근로조건의 악화를 방지하기 위해서 근로조건이 나쁜 비정규노동을 더욱 억제하기 때문으로 해석된다. 이러한 결과는 노조가 단기적인 이해관계에 매몰되기 보다는 장기적인 관점에서 비정규노동에 대해 연대성을 발휘한 결과로 판단할 수 있다.

) 노조의 연대성에 의해 비정규노동의 고용이 억제되는지를 명확히 파악하기 위해서 초기업별 노조와 비정규노동의 고용과의 관계를 분석한 결과, 초기업별 노조는 시간제노동이나 사내하청의 고용과 상관관계가 없는 것으로 나타났고 그 밖에 다른 결과는 엇비슷하게 나타났다. 결과적으로 초기업별 노조가 전체 노조에 비해 비정규노동의 고용을 더욱 억제한다는 뚜렷한 증거를 발견하지 못하였으며, 대체로 전체 노조와 비슷한 효과를 갖는 것으로 확인되었다.

그러나 본 연구의 실증결과에 관해 다른 해석의 여지도 존재한다. 본 논문은 기존의 연구와는 달리 패널모형과 도구변수 모형을 활용하여 노조변수의 내생성 문제를 해결하고자 하였고 미관찰 이질성을 통제하여 분석하였다. 그러나 여전히 본 논문의 실증결과를 핵심적인 변수가 배제된 것으로 판단하면서 노조효과라기 보다는 노조에 속한 개인의 속성효과이거나 사업장의 속성효과가 반영된 결과로 볼 수도 있을 것이다. 또 다른 해석으로 본 연구의 실증결과는 노조가 비정규노동을 억제하여 나타난 현상이라기보다 무노조 사업장이 비정규노동을 무차별적으로 사용한 결과일 가능성이 있다. 즉 무노조부문에서 비정규노동의 고용을 대량으로 사용하면서 상대적으로 노조부문은 비정규노동을 억제하는 것으로 나타난 것일 수 있다.

이와 같이 본 연구의 실증결과에 대해서 기존 가설과는 다른 해석이 존재할 수 있다. 그러나 본 논문의 실증증거는 전반적으로 노조가 비정규노동을 용인한다는 내부자-외부자 가설은 기각하고 있다. 다만 노조와 비정규노동의 고용과의 관계가 부(-)의 관계로 나타난 것에 대해서 노조가 비정규노동을 억제한다는 해석은 여전히 논란의 여지가 있다. 이와 관련한 다른 견해가 여전히 존재할 수 있을 것이다. 어떠한 설명이 적절한지는 향후 보다 풍부하고 엄밀한 연구가 진행되면서 명확해 질 것으로 판단된다. 특히 정규직-비정규노동간 고용형태간 이동이나 임금 및 근로조건에 미치는 노조효과를 분석하면 내부자-외부자 가설이나 교섭력 가설에 관해 보다 엄밀한 판단을 할 수 있을 것이다.

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<부표>

<부표 1> 사업체 패널자료 기초통계량

변수	관찰 사례수	평균값	표준편차
노조유무	1777	0.197	0.398
노조조직률	1777	12.293	26.645
비정규직 활용여부	1777	0.630	0.483
비정규직 활용비율	1777	14.160	20.830
외주화 활용여부	1777	0.463	0.499
직접고용 활용여부	1777	0.376	0.485
외주화 활용비율	1777	7.681	14.169
직접고용 활용비율	1777	6.480	15.575
기간제-한시노동 활용여부	1777	0.329	0.470
기간제-한시노동 활용비율	1777	5.277	13.808
시간제활용여부	1777	0.100	0.300
시간제활용비율	1777	1.202	6.584
간접고용 활용여부	1777	0.233	0.423
간접고용 활용비율	1777	2.842	8.808
특수고용 활용여부	1777	0.047	0.211
특수 고용활용비율	1777	0.708	4.783
사내하청 활용여부	1777	0.041	0.198
사내하청 활용비율	1777	0.773	5.133
일용노동 활용여부	1777	0.117	0.322
일용노동 활용비율	1777	1.805	8.581
회사법인 여부	1777	0.817	0.387
기능적 유연화 지수	1777	1.077	0.998
하도급 거래 여부	1777	0.374	0.484
숙련습득기간	1777	11.460	13.697
동업종 임금수준	1777	3.011	0.662
동업종 품질수준	1777	3.742	2.533
동업종 이직률 수준	1777	3.365	8.865
초임	1777	7.832	0.990
시장수요 사항	1777	2.841	1.010
복지후생지수	1777	6.673	2.687
회사연령	1777	15.213	13.183
로그 1인당 매출액	1777	4.770	1.333
로그 종업원 규모	1777	4.450	0.831
로그 1인당 자산액	1777	4.549	1.513
단일사업장 여부	1777	0.703	0.457
고령자 비율	1777	12.520	15.777
여성비율	1777	26.340	22.748
생산직비율	1777	36.375	32.621
서비스직 비율	1777	13.749	24.407
제조업	1777	0.496	0.500
전기가스수도업	1777	0.005	0.068
건설업	1777	0.041	0.198
생산자서비스업	1777	0.139	0.346
유통서비스업	1777	0.156	0.363
개인서비스업	1777	0.055	0.228
사회서비스업	1777	0.108	0.311

자료: 사업체 패널 2005년도 자료

<부표 2>  종업원 규모별, 산업별 사내하청, 간접고용 분포

	종업원 규모	제조업		비제조업
		유노조	무노조	유노조	무노조
사내하청	100인 미만	15.8	2.2	0.3	3.6
	100-300인미만	14.9	5.7	1.9	1.9
	300-500인미만	36.7	13.4	1.3	0.2
	500-1000인미만	19.5	4.4	5.9	1.7
	1000인이상	36.9	12.5	2.7	4.5
간접고용	100인 미만	9.9	4.1	3.1	3
	100-300인미만	11.4	8.3	0.2	3.5
	300-500인미만	4.4	3.3	1.3	4.4
	500-1000인미만	6.5	4.2	11.4	13.6
	1000인이상	14.3	16.4	12.6	5.2

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Abstract

This study investigates the effects of unions on the nonstandard work arrangements, using individual level data and establishment level data. I find that union representation is negatively associated with the nonstandard work arrangements. Moreover, the results revealed no differences across nonstandard work employment type. But using establishment level data, I find that union representation isn't associated with the in-subcontract work. These results support the bargaining power hypothesis that the unions would restrain the use of the nonstandard work arrangements in order to strengthen bargaining power, rather than the insider-outsider hypothesis.

Keyword: Unions, Employment Effect, Bargaining Power, Insider-outsider, Nonstandard Work Arrangements

초록

본 논문은 비정규노동의 고용에 관해 개인차원과 사업체차원에서 노동조합의 효과를 분석하였다. 실증분석 결과, 개인차원이든, 사업체차원이든 노동조합과 비정규노동의 고용과는 통계적으로 유의한 부(-)의 관계를 갖는 것으로 나타났다. 또한 비정규노동을 유형별로 나누어 분석한 결과도 동일한 결과를 보였다. 다만 사업체차원의 분석에서 사내하청의 활용과 노조와는 별다른 상관관계가 없는 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 내부자-외부자 가설보다는 노조 교섭력의 유지·강화를 위해 비정규직 활용을 억제한다는 교섭력 가설을 지지하는 것으로 나타났다.

핵심어: 노.동.조.합., 고.용.효.과., 교.섭.력. 가.설., 내.부.자.-외.부.자. 가.설., 비.정.규.노.동.