근로자의 의사결정참여와 노조가입 의사

노 용 진* 박 우 성**

* 서울산업대학교 경영학과 (제1저자)

** 경희대학교 국제경영대학 (교신저자)

본 연구는 『한국노동패널(KLIPS)』 8차년도 자료를 이용하여 무노조기업의 근로자들을 대상으로 근로자들의 의사결정참여가 노조가입의사에 어떤 영향을 미치는가에 관한 실증분석을 실시하였다. 본 연구는 부조화이론에 기초하여 노조가입의사의 직접적 요인으로 직무만족, 노조의 수단성 등 2 가지 심리변수를 도출하고, 의사결정참여가 이들 심리변수들을 통해 노조가입의사에 영향을 미치는 매개과정을 분석하였다. 의사결정참여는 간접참여와 직접참여 등 2 가지로 구분하였고 종속변수는 노조가입의사였다. 분석은 300인 이상의 대기업근로자와 50-300인의 중소기업근로자 표본으로 나누어 실시하였다. 분석결과는 대기업근로자 표본의 경우 직무만족과 노조수단성이 노조가입의사를 결정한다는 기본모형의 이론적 기대를 충족하고 있으나 중소기업근로자 표본의 경우 직무만족의 영향이 기본모형과는 다르게 나타났다. 한편 의사결정참여가 노조가입의사에 미치는 직접적 영향은 부분적으로 약하게 지지되고 있지만, 직무만족과 노조수단성을 매개로 하여 노조가입의사에 미치는 영향은 두 표본 모두에서 지지되지 않았다. 이러한 결과는 의사결정참여가 노조가입의사에 미치는 영향을 매개하는 다른 변수가 존재할 수 있음을 시사한다. 토론 부분에서 본 연구의 시사점과 한계를 논의하였다.

I.  들어가는 글

세계 주요국들의 노사관계에서 공통적으로 발견되는 의미있는 변화 중 하나는 노동조합의 조직률이 지속적으로 하락하고 있다는 점이다. 이러한 현상은 우리나라도 예외는 아니다. 노동부 집계방식으로 산출되는 노조 조직률은 1989년 19.8%로 정점을 이룬 이후 지속적인 감소세를 보이면서 2005년에는 10.3%까지 하락하고 있다(한국노동연구원, 2006). 노동조합 조직률은 집단적 노사관계가 성립되고 노사관계의 중요한 기능들이 발휘되는 근본적인 토대를 이루기 때문에 조직률의 감소는 근로자의 대표성 갭 문제를 낳게 되고 노동조합의 영향력 감소를 초래하게 된다. 그 동안 우리나라의 노동조합들이 주요 대기업들의 근로자들을 중심으로 조직되었고 전투적인 운동방식으로 강력한 영향력을 행사할 수 있었기 때문에 조직률의 감소가 직접적으로 노동조합의 영향력 약화로 연결되었다고 단정하기는 어렵다. 그러나 최근 2-3 년의 경우처럼 노동조합에 대한 사회의 시선이 곱지 않고 단체교섭이나 노사분규에서 노동조합의 패배가 증가하게 되면 조직률의 감소는 심각한 노조의 영향력 감소를 초래할 뿐 아니라 기존 노사관계의 틀을 크게 변화시키는 중요한 계기로 작용할 수도 있다.

이러한 관점에서 우리나라 노동조합 조직률의 하락 원인은 무엇이며 그 추세가 얼마 동안 지속될 것인가 하는 것은 우리나라의 향후 노사관계 전개 방향과 관련해서 매우 중요한 이슈라고 할 수 있다. 본 연구는 이러한 거시적인 연구 주제와 관련하여 노동조합 조직률의 저하 현상을 이해하고 규명하기 위해 우리나라 근로자들의 노동조합 가입의사에 영향을 미치는 요인들이 무엇인지, 특히 기존의 연구들에서 논의된 바 있는 직무만족이나 노조의 수단성 등과 같은 변수 이외에 최근 인적자원관리 전략의 일환으로 강조되고 활용되고 있는 근로자의 의사결정참여가 노동조합 가입의사에 어떤 영향을 미치는지에 대한 실증분석을 시도해보고자 한다.

그 동안 우리나라에서도 노동조합 가입의사의 결정요인에 관한 미시적 연구들이 다수 존재하고 있다. 대표적으로 신광영(1995), 홍성우(1996), 조우현․유경준(1997), 이시균(2001), 김유선(2002), 윤진호․강병구(2003) 등의 연구를 들 수 있다. 그러나 이 연구들은 대체로 탐색적 실증분석의 수준을 크게 벗어나고 있지 못하다. 주된 이유 중 하나는 그 동안 노동조합 가입의사의 결정요인에 관한 미시적 연구를 수행하기에 적합한 자료가 부족하여 외국에서 이미 개발되었던 이론모형을 실증적으로 적용하기가 어려웠기 때문이다. 한국노동연구원의 2006년 『한국노동패널』의 8차 조사는 부가조사의 형태로 노조가입의사의 영향요인으로 기대되는 변수들을 다수 포함하고 있기 때문에 노동조합 가입의사의 결정요인에 관한 이론모형들을 실증적으로 검증해볼 수 있는 매우 좋은 기회를 제공하고 있다.

본 연구는 그 중에서도 근로자들의 의사결정참여가 무노조기업 근로자들의 노동조합 가입의사에 어떤 영향을 미치는지에 초점을 맞추어 살펴보고자 한다. 근로자들의 노조 비가입 원인을 크게 수요측 요인과 공급측 요인으로 구분할 수 있다면, 본 연구는 수요측 요인에 그 초점을 맞추고 있다. 여기에서 수요측 요인은 직무만족의 제고 등으로 인해 근로자들의 자발적인 노조가입의사가 줄어드는 상황이라고 할 수 있으며, 공급측 요인은 근로자들이 노조 가입을 희망하지만 조합의 운영자금의 한계나 회사의 노조활동 방해 등과 같은 외적 요인들에 의해 노조 자체가 설립되지 못하여  노조 가입의사가 좌절되는 상황과 관련이 있다(Farber & Kreuger, 1993). 이런 점에서 수요측 요인은 공급측 요인보다 더 근원적인 성격을 가지고 있다. 노동조합 조직률 저하가 수요측 요인에 의한 것이라면 그 추세는 상당히 장기간 진행될 가능성이 큰 반면, 공급측 요인에 의한 것이라면 그 추세가 언제라도 반전될 가능성이 있기 때문이다. 참고로 노동조합 가입의사의 결정요인에 관한 연구가 광범위하게 진행된 미국의 경우 노조 조직률 하락의 대부분이 수요측 요인에 의해 설명되고 있다(Farber & Kreuger, 1993).

미국에서 근로자들의 노동조합에 대한 수요가 감소하는 데 있어서 인구 구성의 변화나 산업구조의 변화 등도 작용하고 있지만, 무노조기업에서 적극적으로 활용되고 있는 인적자원관리모형이나 근로자의 의사결정참여가 보다 더 결정적인 역할을 하였다는 주장이 제기되고 있다(Jacoby, 1984; Kochan, Katz, & McKersie, 1986; McLoughlin & Gourlay, 1994). 예를 들어 Kochan, Katz, & McKersie(1986)는 1970년대 이후 미국 노사관계의 전개과정을 무노조기업의 인적자원관리모형이나 의사결정참여가 유노조기업으로 이전되는(spillover) 과정으로 해석하고 있다. 외국의 경우 인적자원관리모형이나 근로자의 의사결정참여가 노동조합 조직률 저하의 주된 요인으로 지목되고 있음에도 불구하고, 아직 우리나라에서는 그것들이 근로자들의 노조가입의사에 어떤 영향을 미치는가에 관한 실증분석이 거의 없는 상태이다.

인적자원관리는 인사관리 일반을 지칭하기도 하지만 여기에서는 인적자원관리모형을 ‘인적자원을 전략적인 관점에서 중시하는 인사관리의 한 유형’이라는 협소한 의미로 사용하고자 한다. 구체적으로 인적자원관리모형은 조직이 인적자원개발에 대해 높은 투자와 개발을 통해 근로자들의 조직몰입과 신뢰를 얻고 그에 기초하여 조직유연성과 혁신을 확보하여 높은 조직성과를 내는 인사관리의 한 유형(Guest, 1987)이다. 본 연구의 주된 변수인 근로자 의사결정참여는 인적자원관리모형과 통합적으로 사용되는 경향이 있고, 부분적으로는 인적자원관리모형의 구성요소들과 중첩되기도 한다.

이상의 문제의식에 기초하여 본 연구는 기업내에서 이루어지는 의사결정 참여의 수준이나 정도가 노조가입의사에 어떤 영향을 미치는가를 살펴보는 것을 그 목적으로 하고 있다. 이제까지 규명된 노조가입의사 결정요인들에 의사결정참여라는 변수를 추가한 모형을 통해 실제로 미국의 경험이 보여주는 바와 같이 우리나라에서도 의사결정참여라는 인적자원관리 방식이 노조가입의사를 줄여주는 효과를 보이는지 여부가 검증될 것이다. 분석의 초점이 노조가입의사라는 변수이기 때문에 현재 노조가 존재하지 않는 무노조 기업의 근로자를 대상으로 실증 분석이 이루어질 것이다.

Ⅱ. 이론적 논의 및 연구가설

1. 노조가입의사의 결정요인

의사결정참여가 노조가입에 미치는 영향을 논의하기 전에 먼저 노조가입의사의 결정요인에 대한 기존의 논의와 연구모형을 검토할 필요가 있다. 이러한 논의는 의사결정참여가 노조가입의사에 미치는 영향을 보다 큰 틀에서 이해할 수 있도록 할 뿐 아니라 기존의 모형에 기초한 변수들을 실증분석모형에 포함시킴으로써 의사결정참여가 미치는 영향을 보다 정확하게 파악할 수 있게 된다. 노조가입의사의 결정요인에 관한 선행연구는 매우 광범위하게 존재하고 있다. 특히 미국과 영국 등 노조 조직률 감소가 큰 나라들에서 더 많은 연구가 이루어지고 있다. 노조가입의사의 결정요인에 관한 문헌조사를 실시한 Wheeler & McClendon(1991)에 의하면, 미국에서만 1980년대까지 30 개 이상의 연구논문이 발표된 것으로 나타나고 있으며 그 밖에 영국, 캐나다, 네덜란드, 프랑스, 이탈리아 등에서도 이 주제에 대한 연구들이 실시되었다.

이상의 연구들은 사회심리학의 부조화론적 접근, 경제학의 효용이론적 접근, 정치적․이념적 접근 등 크게 3 가지로 구분할 수 있다(Wheeler & McClendon, 1991). 한편 Klandermans(1986)는 좌절-공격 이론(frustration-aggression theory), 합리적 선택 이론(rational choice theory), 교환주의적 이론(interactionist theory) 등 3 가지로 구분하고 있는데, 이들은 위의 3 가지 접근법에 각각 상응하는 것이다. 이 이론들 중 정치적․이념적 접근은 근로자들의 노조가입이 경제적 실리주의에 근거하지 않고 정치적 이념적 신념에 기초한다고 보는 이론인데, 본 연구의 주제인 의사결정참여-노조가입의사간의 관계는 근로자들의 실리주의적 성격에 기초를 두고 있기 때문에 정치적․이념적 접근은 여기에서는 깊게 논의하지 않기로 한다.

부조화이론적 접근법은 Festinger(1957)의 인지부조화론(cognitive dissonance)에 이론적 기초를 두고 있으며 직무불만족과 노조의 도구성이라는 두 가지 개념을 사용하여 이론을 구성하고 있다(Wheeler & McClendon, 1991). 이 이론은 우선 직무불만족을 노조가입의 촉발요인으로 설정하고 있다. 이 이론에 따르면 근로자들은 임금이나 노동시간 등의 근로조건에서 현실의 상태와 바람직한 상태 사이의 부조화를 지각하고 그것을 해결하기 위한 조치로서 노조 가입을 고려하게 된다는 것이다. 그러나 부조화상태는 노조 가입의 출발점을 이루기는 하지만 그것만으로는 노조 가입의 충분조건을 구성하지 못한다. 노조 가입이 현실화되기 위해서는 그것 외에 노조의 수단성이 필요하다고 본다. 여기에서 노조의 수단성은 노조가입이 부조화요인을 해소하는데 도움이 되는 정도를 지칭하는 개념인데, 부조화이론에서는 노조의 수단성 지각이 높은 근로자들이 노조가입 의사가 높을 것으로 상정되고 있다. 부조화이론에 기초한 연구들로는 Kochan(1979), DeCotiis & LeLourn(1981), YoungBlood et al(1982), Zalesny(1985), Premack & Hunter(1988) 등이 있다.

노조가입 의사의 결정요인으로서 직무만족과 노조의 수단성은 기존의 실증연구 결과들에서 대체로 지지되고 있다. 그 중에서도 노조의 수단성이 노조가입 의사에 미치는 긍정적 영향은 매우 일관되고 명확하게 나타나고 있다(Wheeler & McClendon, 1991; Premack & Hunter, 1988; Montgomery, 1989; Charlwood, 2002). 그러나 직무만족이 노조가입 의사에 미치는 영향의 분석결과는 명확하거나 일관되지 않은 것으로 보고되고 있다. 초기의 상관관계를 이용한 연구들에서는 일관되게 부(-)의 상관관계를 보이고 있으나(Wheeler & McClendon, 1991), 다른 통제변수들을 포함하여 분석한 다중회귀분석에서는 통계적으로 유의하지 않거나( DeCotiis & LeLourn, 1981; YoungBlood et al, 1982) 부분적으로만 유의한 경우들(Charlwood, 2002)이 발견된다.

효용이론적 접근법은 경제학의 한계효용이론에 기초를 두고 있으며 근로자들은 노조 가입이 효용의 증대를 가져올 것으로 기대하면 노조에 가입하게 된다고 보고 있다. 이 이론에 등장하는 근로자들은 노조가입에 따른 비용과 편익을 분석하여 편익이 비용을 초과할 때 노조에 가입하는 경제적 합리성을 가진 타산적인 인간형으로 등장하고 있다. Farber & Saks(1980), Cooke(1983), Florkowski & Schuster(1987) 등이 효용이론에 기초한 대표적인 실증연구들이다. 노조가입 의사라는 태도 변수를 종속변수로 사용하는 부조화이론과 달리 효용이론에 기초한 이들 연구들은 종속변수로 노조가입 행위 또는 노조승인비율 등 행위변수를 주로 사용하고 있다.

효용이론에서의 효용과 부조화이론에서의 노조 수단성은 서로 유사한 개념이다. 부조화이론은 노조가입의 촉발제로서 직무불만족을 전제하고 있지만 효용이론은 그것을 전제로 하지 않다는 점에 효용이론과 부조화이론의 차이점이 있으나, 효용이론에서도 직무불만족이 노조가입의 효용에 영향을 미치는 요인으로 거론되고는 있기 때문에 두 이론의 차이는 직무불만족에 대한 강조의 차이 정도로 줄어들게 된다. 가령 Charlwood(2002)는 자신의 실증결과에 기초하여 부조화이론과 효용이론은 사실상 한 이론을 구성하고 있다고 주장하고 있다. 이렇게 본다면 부조화이론은 부조화요인의 분석에 상대적 이점이 있고 효용이론은 노조 가입에 따른 비용과 편익의 분석에 상대적인 이점이 있다. 이런 점에서 부조화이론은 노조 가입의 수요측 요인을 분석하는데 유용한 이론 틀이라면 효용이론은 수요와 공급을 동시에 분석하는데 유용한 이론 틀이라고 할 수 있다. 그러나 효용이론에 기초한 실증연구들이 행위변수를 사용하고 있고 변수 확보의 어려움 때문에 공급측 요인을 분석하는데 효용 개념을 충분하게 활용하고 있지 못해서 결과적으로는 부조화이론의 노조 수단성 개념과 큰 차이를 보이고 있지 못하다. 본 연구는 주로 노조가입의 수요측 요인을 분석하는데 초점을 맞추고 있기 때문에 노조가입의사의 결정요인을 주로 부조화이론의 시각에 근거해서 분석하고자 한다.

앞서 살펴본 것처럼 부조화이론은 노조 가입에 직접적으로 영향을 주는 심리변수에 초점을 맞추고 있는데, 그에 관한 분석모형은 Kochan(1980), Premack & Hunter(1988) 등에서 정교하게 제시되고 있다. 먼저 Kochan(1980)은 노조가입 의사의 결정요인들을 크게 세 가지로 구분하고 있다. 첫째는 노조가입의 시발점으로서 임금, 부가급여, 작업환경 등 근로조건에 대한 불만과 인사관리의 불공정성 지각이다. 둘째는 근로자들이 자신의 직무에 대해 참여하거나 영향력을 행사하기를 바라는 정도이다. 이와 관련하여 직무에 대한 몰입 정도도 노조가입 의사에 영향을 미치는 것으로 설정되고 있다. 셋째는 노조 조직화에 따른 편익이 비용을 초과하는 정도로서 노조의 수단성이다. Kochan(1980)의 분석모형은 Premack & Hunter(1988)에 의해 직무불만족에서 이직-잔류 결정을 거쳐 노조 가입으로 이어지는 과정모형으로 진화되고 있다. Premack & Hunter(1988)는 Kochan(1980)에 비해 직무변수의 영향력보다는 이직의사에 더 많은 비중을 두고 있다는 점에서 차이가 있지만 다른 영향요인 변수들에서는 큰 차이를 보이고 있지 않다.

이상을 통해 알 수 있듯이 노조가입의사와 관련된 기존의 논의나 모형에서 가장 중요하게 활용되고 있는 두 변수는 직무만족과 노조의 수단성이라고 할 수 있으며 저자에 따라 이론의 모형은 다소 달라도 이 두 변수들이 노조가입의사에 미치는 영향은 비교적 일관되게 입증되고 있다(Charlwood, 2002).

이상의 논의들에 기초해서 다음과 같은 가설이 설정되었다.

가설 1-1: 직무만족이 높을수록 노조가입의사는 낮아질 것이다.

가설 1-2: 노조수단성이 클수록 노조가입의사는 높아질 것이다.

이러한 가설들은 우리나라에서도 선행 연구들과 같은 영향관계가 나타나는지 여부를 다시 한 번 확인하기 위한 목적을 가지고 있으며 이와 동시에 의사결정참여라는 변수가 노조가입의사에 미치는 영향을 보다 정확하게 통제하기 위한 목적을 가지고 있다. 또한 본 연구에서는 의사결정참여가 노조가입의사에 미치는 영향을 분석한다는 본 연구의 기본 목적을 고려하여 이 두 변수간의 매개관계 등을 고려하지 않고 두 변수 모두를 동일한 위상의 독립변수로 간주하였다.

2. 근로자의 의사결정참여와 노조가입의사

2.1. 의사결정참여의 유형

의사결정참여는 근로자들이 개별적으로 직접, 또는 대표기구를 통해 간접적으로 조직의 운영과 관련된 의사결정에 참여하여 자신의 의견을 반영하는 것(최종태, 1988)이다. 근로자들의 직무수행이 조직 운영의 한 측면이기 때문에 근로자들은 부지불식간에 기업경영에 참여하고 있는 것이지만, 여기에서 논의하고 있는 의사결정참여는 전통적으로 경영자의 고유권한으로 인식된 경영권 사항의 결정에 참여하는 것을 의미한다. 의사결정참여는 참여의 의제, 단위, 수위, 주체 등에 따라 여러 가지로 유형구분이 가능하지만 직접참여와 간접참여로 구분이 가능하다.

직접참여는 근로자들이 개별적이면서 직접적으로 의사결정에 참여하는 것이다. 직접참여는 통상 작업장 수준에서 작업과정과 관련된 참여로서 품질관리나 공정개선을 위한 소집단활동, 현장자율관리팀 등이 그 대표적인 형태이다. 직접참여는 인적관리이론의 철학적 배경인 조직행동이론에 기초를 두고 있기 때문에(Lawler, 1989) 통상 인적자원관리의 한 구성요소로 분류되기도 한다. 직접참여는 직무확대, 직무확충, 직무순환, 작업자의 자율성 확대, 다기능화 등과 통합적으로 나타나는 경향이 있으며 근로자들의 직무만족, 공정성 지각, 조직몰입, 동기부여, 조직과의 신뢰 등 직무태도를 전반적으로 개선하는 것으로 보고되고 있다(Appelbaum et al, 2000; 김동배․이경묵, 2003).

간접참여는 근로자들이 노사협의회 등 근로자대표기구를 통해 대의적으로 참여하는 것이다. 간접참여는 조직 전체나 사업부 차원에서 기능적 수준이나 전략적 수준의 의사결정에 참여하는 것이다. 무노조기업에서 간접참여가 고용조건과 같이 근로자의 이해와 관련된 사항들을 논의하게 되면 그것은 비노조 근로자이익대표성(non-union employee representation)이라고 불리기도 한다. 비노조 근로자이익대표성은 기본적으로 노동조합과 유사하게 근로자의 이익을 대표하는 기능을 수행하고 있지만 고용주의 주도로 설립되고 재정적 지원을 받으면서 운영되고 있다는 점에서 노동조합과는 근본적으로 다르다(Kaufman & Levine, 2000).

기존의 연구들에서 근로자의 의사결정참여가 노조가입의사에 미치는 영향은 혼재되어 나타나고 있다. Kochan, McKersie, & Chalykoff(1986)는 고충처리, 참여프로그램, 이익분배제 등 작업장혁신지수를 이용하여 노조 조직률에 미치는 영향을 살펴보고 있는데, 이 작업장지수가 노조 조직률에 통계적으로 유의한 부(-)의 영향을 미치고 있음을 보이고 있다. Fiorto et al(1987)은 Kochan, McKersie, & Chalykoff(1986)와 동일한 데이터를 사용하여 작업장혁신지수에서 고충처리, 참여프로그램, 의사소통 프로그램 등 의사결정참여 관행들만을 분리하여 분석하고 있는데, 그 결과도 노조 조직률에 통계적으로 유의한 부(-)의 영향을 미치고 있다. 그러나 Fiorto(2001)에서는 직접참여(팀제, QC, TQM, EI 등), 고충처리, 타운미팅, 정보공유제도, 근로자위원회 등 의사결정참여 프로그램이 개별적으로 포함되었을 때 노조가입 의사에 미치는 영향이 통계적으로 유의하지 않게 나타나고 있다.

실증연구 결과가 아직 충분하게 축적되지 않은 상황에서 명확한 결론을 내리기는 어려우나 실증연구 결과가 이렇게 혼재되어 나타나는 이유 중의 하나는 의사결정참여의 유형을 고려하지 않았기 때문일 가능성이 있다. 의사결정참여의 구체적인 유형이나 기제가 무엇인가에 따라 노조가입의사에 미치는 영향이나 경로가 달라질 수 있기 때문이다. 예를 들어 직접참여의 경우 자신의 직무수행을 둘러싼 이슈에 대해 직접 의견을 개진하거나 영향을 미칠 수 있다는 장점이 있으나 근로조건이나 고용조건을 다루기에는 제한적이라는 단점이 존재한다. 한편 간접참여의 경우 근로자의 근로조건을 결정하는 다양한 이슈들이 다루어질 수 있다는 장점이 있으나 개별적 근로자의 직무수행과 관련된 사항들이 논의되기에는 한계가 있다는 단점이 존재한다. 따라서 의사결정참여의 유형에 따라 노조가입의사에 미치는 영향이 다르게 나타날 개연성이 존재한다.

2.2. 의사결정참여의 효과

선행 실증연구들의 결과가 혼재된 것으로 나타나는 것은 의사결정참여가 노조가입의사에 미치는 영향의 경로를 명확하게 설정하지 않는 것도 한 가지 이유라고 할 수 있다. 선행 실증연구들은 의사결정참여가 노조가입률이나 노조가입의사에 직접 영향을 미치는 것을 상정하고 있다. 따라서 노조가입의사를 결정하는 중요한 변수인 직무만족이나 노조수단성이 빠진 모형을 통해 의사결정참여의 효과를 검증하고 있다. 그러나 의사결정참여는 직무만족이나 노조수단성을 매개로 해서 노조가입의사에 영향을 미칠 가능성이 더 크다. 의사결정참여가 직무만족을 높이고 노조의 수단성을 약화시켜 노조가입의사를 낮춘다고 보는 것이 이론적으로 설득력이 있기 때문이다. 실제로 의사결정참여의 직접효과보다 간접효과가 더 의미있는 것으로 나타날 것인지는 우리의 실증분석을 통해 검증되어야 할 과제이다. 이하에서는 의사결정참여의 효과를 직접참여와 간접참여로 구분한 후 양자가 직무만족과 노조수단성에 어떤 영향을 미칠 것인지를 검토하여 가설을 설정하기로 한다.

2.1.1. 직접참여의 효과

직접참여가 노조가입의사를 낮추는 것은 직무만족과 노조수단성이라는 두 변수를 통해 발생할 가능성이 크다. 먼저 직접참여는 근로자 직무의 다양화와 복잡화를 유도하고 자율성을 제고하여 작업자의 흥미 유발이나 성장욕구의 충족에 도움이 되며, 작업자들이 의사결정참여를 통해 자신에게 더 적합하고 편리한 작업방식을 만들어내기 때문에 근로자의 직무만족을 전반적으로 제고할 수 있다. 그리고 직무만족이 개선될수록 부조화이론에 따르면 노조가입을 촉발시키는 계기가 줄어들거나(Wheeler & McClendon, 1991), 효용이론에 따르면 노조가입을 통해 얻을 수 있는 효용이 줄어들게 된다(Farber & Saks(1980). 그 결과 노조가입의사는 낮아지게 될 것이다. 따라서 다음과 같은 가설의 설정이 가능하다.

가설 2-1: 직접참여는 직무만족을 매개로 노조가입의사에 부정적 영향을 미칠 것이다.

직접참여는 또한 노조의 수단성에 부정적 영향을 미칠 가능성이 크다. 직접참여는 인적자원관리모형과 같이 그 핵심적 가치관과 세계관이 일원주의와 개인주의에 기초를 두고 있기 때문에 근로자의 집단주의에 기초를 두고 있는 전통적인 노동조합주의와 대립적인 성격을 가지고 있다(Guest, 1987). 직접참여는 근로자 개인의 직무수행에 직접적인 영향을 미칠 수 있는 관리적 의사결정에 대해 개인의 의견을 개별적이고 직접적으로 표현할 수 있는 기회를 제공하는 것을 의미하기 때문에 근로자 전체의 이익을 집단적으로 대변하는 노동조합 활동과는 목적이나 지향하는 지향점을 달리한다. 특히 근로자 개인의 입장이나 이해관계가 직접적으로 표현되는 기회가 제공되고 이것이 경영층에 의해 적극적으로 수용될수록 노조가입의사는 낮아지게 될 것이다. 인적자원개발과 의사결정참여에 기초한 인적자원관리모형의 활용이 노조에 대한 가입의사나 조직률을 낮추는 역할을 해 왔다는 미국 저자들의 연구결과는 그러한 가능성을 강하게 지지하고 있다. 따라서 다음과 같은 가설의 설정이 가능하다.

가설 2-2. 직접참여는 노조수단성을 매개로 노조가입의사에 부정적 영향을 미칠 것이다.

2.2.2. 간접참여의 효과

간접참여 역시 직무만족과 노조수단성에 영향을 미치며 이를 통해 노조가입의사에 영향을 미칠 것으로 판단된다. 먼저 간접참여는 직무만족을 증가시키며 이를 통해 노조가입의사를 낮출 것으로 기대된다. 간접참여는 근로자들에게 자신의 고충을 해결할 수 있는 기제를 제공하고 작업장 내의 산업안전이나 작업방식 등의 공공재적 문제를 해결하는데 도움을 줄 수 있다. 동시에 그것은 경영진들과의 직접적 의사소통을 통해 중간관리자의 부당한 처우와 비합리적인 관리방식을 개선할 수 있게 해줄 수도 있다. 이를 달리 표현하면 간접참여는 근로자들의 목소리 전달통로로서 근로자들의 불만과 고충을 처리하고 근로자들의 근로조건을 개선할 수 있는 기제로서 기능을 할 수 있기 때문에 근로자들의 직무만족과 공정성 지각 등을 높일 수 있다. 이런 점들 때문에 근로자의 의사결정참여는 대체로 직무만족에 미치는 긍정적 영향을 미칠 것으로 기대된다. 의사결정참여가 이처럼 직무만족에 긍정적으로 영향을 미치게 되면 그 결과 노조이직의사를 낮추는 역할을 하게 될 것이다. 따라서 다음과 같은 가설의 설정이 가능하다.

가설 2-3. 간접참여는 직무만족을 매개로 노조가입의사에 부정적 영향을 미칠 것이다.

한편 간접참여가 노조수단성에 미치는 영향은 복합적인 경로를 보일 가능성이 있다. 먼저 간접참여는 전통적으로 노조가 담당해 온 근로자들의 목소리 대변자의 역할을 대체함으로써 노조의 수단성을 약화시킬 가능성이 있다. 노사협의회를 통해 근로자들의 의견이나 요구가 효과적으로 전달되고 이것이 경영층에 의해 수용되는 경우 노조의 역할이나 위상이 약화될 것이기 때문이다. 근로자들의 경우 조합비를 내면서 굳이 노조에 가입해야 할 기대효용이 낮아질 수밖에 없다. 그러나 다른 관점에서 보면 간접참여는 근로자들을 집단화하는 효과가 있기 때문에 간접참여가 근로자들의 이익대표기능을 불충분하게 수행하게 될 경우 오히려 이익대표기능에 대한 불만을 초래하고 이것이 노조가입의사나 노조 조직화로 이어질 수도 있다. 이런 점에서 일부 기업들은 비노조 근로자이익대표성이 오히려 노조 조직화를 부추킬 수 있다는 점을 우려하고 있기도 하다(Kaufman & Levine, 2000). 따라서 간접참여가 노조수단성에 미치는 영향은 실증분석의 결과를 통해 확인이 필요한 부분이다. 본 연구에서는 이러한 상황을 고려하여 간접참여가 미치는 영향의 방향을 명시적으로 가정하지 않은 다음과 같은 탐색적 가설을 설정하였다.

가설 2-4. 간접참여는 노조의 수단성을 매개로 노조가입의사에 영향을 미칠 것이다.

Ⅲ. 자료 및 변수의 측정

3.1. 분석 자료

본 연구는 한국노동연구원에서 1998년부터 매년 조사하고 있는『한국노동패널(KLIPS)』의 8차년도 자료를 사용하고 있다. 가구조사인 KLIPS는 1995년 인구주택총조사의 10% 표본조사구를 모집단으로 하고, 지역 등을 기준으로 한 층화추출법에 의해 제주도를 제외한 전국의 도시 지역에 거주하고 있는 5,000 가구를 조사대상으로 하고 있다. 설문조사는 추출된 표본 가구와 그 가구에 속해 있는 15세 이상의 성인 모두를 그 대상으로 하여 실시되고 있다. 조사방법은 면접원이 질문하고 면접원이 기록하는 면접타계식을 원칙으로 하고, 부분적으로 유치조사, 전화조사 등을 병행하고 있다. 취업으로 외지에 상주하는 사람이나 사업상 장기간 출타중인 사람 또는 영내 거주하는 직업군인․경찰 등과 같이 조사대상을 만나기가 매우 어려운 경우에는 다른 가구원을 통한 대리응답이 허용되고 있다. 참고로 대리응답된 관측치는 자료의 정확성을 기하기 위해 분석 대상에서 제외하였다.

KLIPS의 8차조사는 본조사 외에 부가조사로서 우리나라 노사관계에 대한 의식조사를 병행하고 있다. 유노조기업에 종사하는지 여부, 노동조합 가입 여부 및 가입 의사, 노조 및 사측의 이미지, 비노조 근로자이익대표성, 작업장 수준의 의사결정 참여, 정치적 경제적 사회적 세계관 등이 부가조사의 주된 설문 내용이다. 분석을 위한 자료 중에서 노조가입 의사, 의사결정 참여 정도, 노조 수단성, 노조 이미지, 회사 이미지, 정치․경제적 태도, 사회적 태도 등 노사관계 태도 변수들은 부가조사의 결과를 이용하였고, 연령, 성별, 학력 등 기본적인 인적 정보와 산업, 조직규모 등 직장 정보는 본조사 결과를 사용하였다.

부가설문의 조사대상자는 임금근로자 3,996 명과 고정된 장소에서 근무하지 않는 자영업자 349 명 등으로 구성되어 있는데, 이 중에서 본 연구의 분석대상은 무노조기업에서 근무하는 임금근로자이다. 유노조기업의 근로자들의 경우에는 노조 가입 여부가 조사되어 있기 때문에 행위변수와 태도변수간의 차이나 의무가입자 등의 존재로 인한 연구모형의 혼탁화를 줄이기 위해 유노조기업의 근로자들은 분석대상에서 제외하였다. 그 밖에 임금근로자 중에서도 다음과 같은 특성을 가진 경우는 분석대상에서 제외하였다. 첫째, 직종 중 입법공무원, 고위임직원 및 관리자 등의 직종(대분류 1)에 속하는 임금근로자들은 제외하였다. 둘째, 하급자의 업무지시, 인사, 휴가결제 등을 관리하는 관리직에 속한다고 응답한 근로자들 역시 노조가입 자격에 문제가 있을 가능성이 높아 제외하였다. 셋째, 노사관계 태도에서 정규직과 다른 양상을 보일 가능성이 높은 비정규직은 분석대상에서 제외하였다. 고용기간의 단기성이나 불안정한 고용관계 등 비정규직이 갖는 독특성 때문에 비정규직의 노동조합 가입의사에 관한 연구는 독자적인 연구가 필요하다고 판단하였기 때문이다. 넷째, 조직규모가 50인 미만인 기업에 종사하는 근로자들을 제외하였다. 이는 50인 미만의 기업에서는 노조가 조직되기도 어렵고 조직된다고 하더라고 노조 활동이 매우 어려운 현실로 인해 노조가입의사가 왜곡될 수 있다는 점을 감안한 것이다. 또한 조직규모가 50인 이상인 기업에 종사하는 근로자들을 대상으로 해서 실증 분석을 진행하는 과정에서 대기업 근로자와 중소기업 근로자 사이에 노사관계 태도 및 행위의사의 패턴에 상당한 차이가 있음이 발견되어서 조직규모 300인을 기준으로 해서 대기업 근로자 표본과 중소기업 근로자 표본으로 구분하여 분석을 실시하였다. 이상의 표본정화 작업을 거치고 주요 변수들에서 불완전응답이 있는 관측치들을 제외하고 남은 328 명의 임금근로자가 본 연구의 표본을 구성하고 있다. 그 중 177 명은 중소기업 근로자들이고 151 명은 대기업 근로자들이다.

굳이 두 집단으로 구분하여 분석을 실시한 이유는 데이터의 특성으로 인해 통계결과에 상당한 영향을 미치고 있는 조직규모를 정확하게 통제하기 어렵다는 점에 있다. 본 연구의 통계모형에서 조직규모를 정확하게 통제하기 어려운 이유는 KLIPS의 자료 특성과 관련이 있다. 즉, 가구조사인 KLIPS에서는 응답자들이 자신의 기업규모를 정확하게 알지 못하기 때문에 조직규모가 구간으로 측정된 관측치들이 많아서 조직규모가 범주변수 형태로 제한적으로만 통제되고 있다. 범주변수는 통계모형에서 합산형식의 선형관계만을 허용하기 때문에 분석의 한계를 초래한다. 이러한 이유로 인해 표본을 두 개로 구분하여 분석이 이루어졌다. 두 집단으로 구분하지 않은 전체 표본에 대한 분석결과는 이 논문의 초판본인 노용진․박우성(2007)에 보고되어 있다. 분석결과는 전반적으로 통계적 유의도가 낮아서 해석하기가 쉽지 않았다.

3.2. 변수의 측정과 기초 통계

본 연구에서 사용된 변수들의 기초통계가 <표 1>에 정리되어 있다. 기초통계는 50-299인 규모의 중소기업 근로자 표본과 300인 이상 규모의 대기업 근로자 표본으로 구분하여 정리하였다. 이하에서는 종속변수와 독립변수, 그리고 통제변수를 중심으로 변수의 측정과 기초 통계를 검토하기로 한다.

3.2.1. 종속변수

먼저 노조가입 의사는 ‘귀하의 일자리에 노조가 생긴다면 노조에 가입하겠습니까?’라는 4점 척도의 설문에 대한 응답결과로 측정하였다. <표 1>에 정리된 결과에서 알 수 있듯이 분석대상 근로자들의 노조가입의사 평균은 대기업의 경우 약 2.44, 중소기업의 경우 2.55 정도로 나타나고 있다. 노조 가입의사 중 ‘반드시 가입하겠다’와 ‘가입할 의사가 조금 있다’는 응답을 노조가입 의사가 있는 것으로, 그리고  ‘가입 의사가 조금 있다’와 ‘가입하지 않겠다’를 노조가입 의사가 없는 것으로 간주할 경우 노조가입 의사가 있는 근로자의 비율은 대기업 표본의 경우 48.34%, 중소기업 표본의 경우 55.93%로 중소기업 표본에서 더 높게 나타난다. 본 연구의 분석에서는 사용되지 않았지만 이와 비슷한 설문들, 즉 ‘현재 일하고 있는 회사에서 노조가 조직될 필요가 있는가’라는 항목과 ‘유노조 기업에 취업할 의사가 있는가’라는 항목에 대해서도 대기업 표본은 52.32%와 51.66%, 중소기업 표본은 59.84%와 56.50%의 근로자들이 각각 긍정적으로 답변하고 있어서 응답결과들이 노조가입 의사와 유사한 패턴을 보이고 있다.

<표 1> 기초 통계

변수	평균(표준편차)		변수	평균(표준편차)
	50-299인 (N=177)	300 + (N=151)		50-299인 (N=177)	300 + (N=151)
노조가입 의사	2.548(0.811)	2.444(0.869)	규모(500-999)	-	0.152(0.361)
간접참여	-0.015(0.995)	0.028(1.024)	규모(1000+)	-	0.649(0.479)
직접참여	0.243(0.430)	0.272(0.446)	민간회사	0.870(0.337)	0.815(0.390)
직무만족	-0.121(0.945)	0.133(1.052)	외국인회사	0.034(0.181)	0.053(0.225)
노조수단성	3.605(0.585)	3.563(0.649)	공기업	0.017(0.129)	0.060(0.238)
이직의사	0.023(0.149)	0.033(0.180)	법인단체	0.079(0.271)	0.073(0.261)
월급(만원)	152.17(67.99)	163.61(82.65)	산업2	0.537(0.500)	0.318(0.467)
성과급	0.158(0.366)	0.285(0.453)	산업3	0.006(0.075)	0.007(0.081)
노조 이미지	0.024(0.922)	-0.031(1.086)	산업4	0.028(0.166)	0.033(0.180)
노조활동 억제	-0.056(0.974)	0.062(1.018)	산업5	0.073(0.262)	0.185(0.390)
정치적 태도	-0.088(0.955)	0.101(1.056)	산업6	0.034(0.181)	0.066(0.250)
사회적 태도	-0.053(0.952)	0.055(1.065)	산업7	0.045(0.208)	0.060(0.238)
노조경험	0.073(0.262)	0.026(0.161)	산업8	0.023(0.149)	0.159(0.367)
여성	0.379(0.486)	0.430(0.497)	산업9	0.056(0.232)	0.040(0.196)
미혼	0.316(0.466)	0.404(0.492)	산업10	0.045(0.208)	0.040(0.196)
기혼	0.616(0.488)	0.570(0.497)	산업11	0.051(0.220)	0.046(0.211)
기혼․이별	0.068(0.252)	0.026(0.161)	산업12	0.062(0.242)	0.026(0.161)
중졸 이하	0.158(0.366)	0.079(0.271)	산업13	0.034(0.181)	0.020(0.140)
고졸	0.379(0.486)	0.384(0.488)	서울시	0.198(0.399)	0.285(0.453)
전문대졸	0.209(0.408)	0.252(0.435)	부산시	0.090(0.288)	0.060(0.238)
대졸이상	0.254(0.437)	0.285(0.453)	대구시	0.096(0.295)	0.066(0.250)
연령	36.678(10.656)	34.517(9.801)	대전시	0.040(0.195)	0.026(0.161)
근속년수	5.130(4.864)	5.219(4.305)	인천시	0.073(0.262)	0.020(0.140)
직종2	0.220(0.416)	0.172(0.379)	광주시	0.023(0.149)	0.020(0.140)
직종3	0.181(0.386)	0.265(0.443)	울산시	0.023(0.149)	0.046(0.211)
직종4	0.045(0.208)	0.066(0.250)	경기	0.237(0.427)	0.192(0.395)
직종5	0.040(0.195)	0.119(0.325)	강원	0.011(0.106)	0.013(0.115)
직종7	0.192(0.395)	0.146(0.354)	충북	0.028(0.166)	0.046(0.211)
직종8	0.237(0.427)	0.132(0.340)	충남	0.017(0.129)	0.046(0.211)
직종9	0.085(0.279)	0.099(0.300)	전북	0.028(0.166)	0.033(0.180)
규모(50-99)	0.463(0.500)	-	전남	0.011(0.106)	0.026(0.161)
규모(100-299)	0.537(0.500)	-	경북	0.028(0.166)	0.046(0.211)
규모(300-499)	-	0.199(0.400)	경남	0.096(0.295)	0.073(0.261)

3.2.2. 독립변수

본 연구의 주된 독립변수인 근로자의 의사결정참여는 간접참여와 직접참여로 구분하여 측정되었다. 먼저 간접참여는 노사협의회가 근로자의 이익을 대표하는 기구로서 활성화되어 있는 정도로 측정하였다. 노사협의회 활성화 정도는 노사협의회가 근로조건 개선에 도움이 되는 정도, 산업재해 예방에 도움이 되는 정도, 근로기준법 준수에 도움이 되는 정도 등 3 가지 항목들로 측정하였다. 이들 항목들은 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그렇다’까지 5점 척도로 측정되었다. 이들 항목들은 노사협의회가 존재하는 경우에만 조사되었기 때문에 노사협의회가 존재하지 않는다고 응답한 경우에는 ‘전혀 그렇지 않다’로 처리하였다. 본 연구에서는 이들 3 가지 항목들에 대해 요인분석을 실시하고 그로부터 얻은 요인점수를 간접참여의 지수로 사용하였다. 요인분석 결과는 부표의 <요인분석 A>에 정리되어 있는데 각 항목이 하나의 요인으로 묶이고 있고 96.7%가 이 요인으로 설명되고 있다. Cronbach α 역시 0.983으로서 신뢰도가 매우 높게 나타나고 있다. 참고로 세 항목의 평균들이 대기업 표본이나 중소기업 표본에서 모두 1.2 정도로 매우 낮게 나오고 있다. 이는 전체적으로 노사협의회의 근로자 이익대표성이 제대로 발휘되지 못하고 있음을 시사한다.

직접참여는 소집단활동이라는 단일 항목으로 측정하였으며 구체적으로는 ‘품질개선, 생산성 향상, 고객 불만 등의 문제해결 및 개선을 위한 태스크포스팀 활동과 같은 소집단 활동’으로 측정되었다. 이 변수는 ‘소집단이 존재하며 참여’, ‘소집단이 존재하나 미참여’, ‘소집단이 존재하지 않음’ 등 세 등급으로 측정되어 있다. 본 연구에서는 응답자가 소집단에 참여한 경우는 1, 그렇지 않은 경우는 0으로 처리하여 범주변수로 사용하였다. <표 1>에 정리된 기초 통계를 보면, 대기업 근로자의 약 27.2%, 중소기업 근로자의 약 24.3%가 소집단활동에 참여하고 있음을 알 수 있다.

직무만족은 임금, 고용안정성, 직무내용, 근로환경, 근로시간, 발전가능성, 의사소통․인간관계, 인사고과의 공정성, 복리후생 등 직무만족과 관련된 변수들에 대해 요인 분석을 실시하고 얻은 요인점수로 측정하였다. 그 요인분석 결과는 부표의 <요인분석 B>에 정리되어 있다. 분석결과 하나의 요인으로 묶이고 있고 요인적재량이 모두 0.6이상을 보이고 있으며 Cronbach α가 0.866으로서 신뢰도 역시 높게 나타나고 있다. 표에는 직무만족과 관련된 항목들의 평균값도 나타나 있는데 대기업 표본과 중소기업 표본에서 모두 임금과 복리후생 만족이 3.0 미만을 보이고 있고 나머지 측면들에 대해서는 3.0을 넘고 있다.

한편 의사결정참여의 주요 매개변수로 상정된 노조의 수단성은 ‘현재의 직장에서 노조가 생긴다면 근무조건이 얼마나 달라질 것인가?’라는 5점 척도의 설문으로 측정하였다. <표 1>에 정리된 기초통계를 보면 노조 수단성이 대기업 표본의 경우 3.56 점, 중소기업 표본의 경우 3.61 점으로서 상당히 높게 나타나고 있다.

3.2.3. 통제변수

본 연구에서는 그 밖에 노조가입 의사에 영향을 미칠 가능성이 있는 다수의 변수들을 통제변수로 포함하고 있다. 첫째로, 이직의사는 <앞으로 1년 이내에 지금 직장을 그만둘 의사가 있는가?>라는 설문으로 측정하였다. 이직의사가 높을수록 현재의 직장에 대한 관심이 줄어드는 대신 새로운 구직정보나 활동에 관심이 집중되게 되며 따라서 노조가입의사에는 부정적 영향을 미칠 가능성이 있다. 우리의 표본에서는 대기업 근로자의 약 3.3%, 중소기업 근로자의 약 2.3%만이 이직의사를 가진 것으로 나타나고 있어 최근의 고용불안과 구직난을 반영하고 있는 것으로 보인다.

둘째로, 대표적인 근로조건이라고 할 수 있는 임금수준과 성과급 임금체계 여부가 포함되었다. 임금수준은 평균 월급으로 측정하였고, 임금체계는 성과급체계의 유무로 측정하였다. 성과급체계는 개인별 성과급뿐 아니라 집단성과급도 포함하고 있다. 대기업 근로자들의 평균 월급은 163.6만원, 중소기업 근로자들의 평균 월급은 152.2만원이고, 대기업 근로자 표본의 약 28.5%, 중소기업 근로자 표본의 약 15.8%가 성과급제의 적용을 받고 있다고 응답하고 있다.

셋째로, 노조가입의사에 영향을 줄 것으로 기대되는 노조 이미지 변수와 노조 활동의 억제 변수도 독립변수로 포함하였다. 먼저 노조 이미지 변수는 노조가 기업의 경영성과에 부정적 영향을 끼치는가에 대한 근로자의 견해를 측정하고 있다. 구체적으로 노조이미지 변수는 노조의 경제성장에 대한 저해 정도, 노조의 경제성장에 대한 무관심, 유노조기업의 도산가능성 등 5점 척도로 측정된 3 항목들에 대해 요인분석을 실시하고 이로부터 얻은 요인점수를 사용하고 있다. 요인분석 결과는 부표의 <요인분석 C>에 정리되어 있다. 분석결과에 따르면 세 항목들은 하나의 요인으로 묶이고 있고 Cronbach α가 0.725로서 신뢰도에도 문제가 없는 것으로 나타나고 있다. 이들 항목들에 대한 평균값을 보면, 대기업 근로자나 중소기업 근로자 모두 2.6-2.8점 정도로 노조에 대해 근로자들이 가지고 있는 부정적 이미지는 강하지 않은 것으로 나타나고 있다.

노조활동의 억제 변수는 회사나 사업장 내에서 노동조합 활동이 얼마나 억압받고 있는가에 대한 인식을 측정하고 있다. 구체적으로 노조활동의 억제 정도는 회사들의 노조활동 방해 정도, 회사의 노조원에 대한 불이익 처분, 노조를 조직한 근로자의 해고 가능성 정도, 법에 의한 노조활동 보호 기능의 취약성 정도 등 5점 척도로 측정된 4 가지 항목들에 대해 요인분석을 실시하여 얻은 요인점수를 측정치로 사용하고 있다. 요인분석 결과는 부표의 <요인분석 D>에 정리되어 있다. 4개의 항목은 하나의 요인으로 묶이고 있으며 Cronbach α는 0.798이다. 이들 항목들에 대한 평균값을 보면 대기업 근로자나 중소기업 근로자 모두 3.1-3.5 점 수준을 나타내고 있으며 노조 활동이 회사에 의해 억압되고 있으며 노조 활동이 노동법에 의해 충분히 보호받고 있지 못하다는 인식이 우세한 것으로 나타나고 있다.

넷째로, 본 연구의 분석모형은 근로자의 정치적․경제적 태도와 사회적 태도 변수들도 포함하고 있다. 정치적․경제적 태도와 사회적 태도는 노조가입의사의 결정요인 분석에 관한 정치적․이념적 접근법에서 많이 사용되는 변수들이며 여기에서는 Charlwood(2002)의 연구에서 사용된 항목들을 사용하고 있다. 먼저 정치적․경제적 태도는 기업과 근로자간 관계의 실제 상황에 대한 인식에 기초를 두고 있다. 구체적으로는 고용주가 근로자들의 처우 개선을 위해 노력하고 있는 정도, 법 앞에 만인이 평등한 정도, 경제성장의 성과가 근로자들에게 공평하게 분배되고 있는 정도, 정부가 부의 재분배에 노력하고 있는 정도 등 4 가지 상황에 대한 응답에 대해 요인분석을 실시하여 얻은 요인점수를 정치적․경제적 태도 변수의 지수로 사용하였다. 부표의 <요인분석 E>를 살펴보면 이들 항목들은 모두 하나의 요인으로 묶이며 Cronbach α는 0.735이다. 각 항목에 대한 평균값을 보면 2.0-2.8점 정도이며 근로자들이 우리 사회의 형평성 정도에 대해 부정적 시각을 가지고 있음을 보여 준다.

사회적 태도는 사회 규범에 대한 당위적 시각을 측정하고 있다. 사회적 태도는 ‘젊은이들은 전통적 가치를 존중해야 함’, ‘인터넷 검열은 도덕 기준을 유지하기 위해 필요함’, ‘악법도 법이므로 준수해야 함’, ‘학교는 아이들에게 권위를 존중하도록 교육해야 함’ 등 4개의 항목을 통해 규범적 시각에 대한 동의 정도를 질문하고 있다. 본 연구에서는 이들 4 항목들에 대해 요인분석을 실시하고 얻은 요인점수를 사회적 태도의 지수로 사용하였다. 요인분석 결과는 부표의 <요인분석 F>에 나타나 있다. 이들 항목 역시 하나의 요인으로 묶이지만 Cronbach α는 0.605로 다소 낮게 나타나고 있다. 이들 변수들은 보수적 규범에 대한 동의 정도를 질문하고 있기 때문에 높은 점수는 보수적 사회관을 반영한다. 이들 항목들에 대한 평균값은  3.1-3.9점 사이에 있으며 근로자들에게서 보수적 사회관이 우세하게 나타나고 있음을 알 수 있다..

마지막으로 조직특성 변수와 개인특성 변수가 통제되었다. 조직특성 변수로는 조직규모, 회사법인의 성격, 산업 등이 통제변수로 사용되었으며, 개인특성 변수로는 노조 활동 경험, 성별, 혼인상태, 학력, 연령, 근속년수, 직종, 거주지역 등이 포함되었다. 이 변수들에 관한 기초통계들도 <표 1>에 정리되어 있다. 먼저 응답 근로자 중 대기업 근로자의 약 2.6%, 중소기업 근로자의 약 7.3%가 과거 노동조합원 경험을 가지고 있다. 여성은 대기업 근로자의 경우 43.0%, 중소기업 근로자의 경우 37.9%로 나타나고 있다. 혼인상태는 대기업 근로자의 40.4%, 중소기업 근로자의 31.6%가 미혼으로 나타나고 있다. 학력은 대기업 근로자나 중소기업 근로자 모두 고졸자가 38.4%와 37.9%로 가장 많고, 그 뒤를 이어서 대졸자(대기업 28.5%, 중소기업 25.4%), 전문대졸(대기업 25.2%, 중소기업 20.9%)의 순으로 나타나고 있다. 평균 연령은 대기업 근로자가 34.5 세, 중소기업 근로자가 36.7 세이고, 평균근속년수는 대기업 근로자가 5.2년, 중소기업 근로자가 5.1년이다. 직종은 대기업 표본에서는 기술공 및 준전문가(직종 3)가 26.5%로 가장 높고, 전문가(직종 2), 기능원 및 관련 기능근로자(직종 7), 장치 기계조작원 및 조립원(직종 8) 등의 순으로 높게 나타나고 있지만, 중소기업 표본에서는 장치 기계조작원 및 조립원(직종 8)이 23.7%로 가장 높고, 전문가(직종 2), 기능원 및 관련 기능근로자(직종 7), 기술공 및 준전문가(직종 3) 등이 그 뒤를 잇고 있다. 지역적으로는 대기업의 경우 서울과 경기도 거주자가 각각 28.5%와 19.2%로 가장 많고, 중소기업의 경우는 경기도와 서울 거주자가 각각 23.7%와 19.8%로 가장 높고 나머지 지역 거주자들은 모두 10% 미만으로 나타나고 있다.

조직특성변수들을 보면, 대기업 근로자 표본에서는 기업규모가 1,000인 이상 근로자의 비율이 64.9%로 가장 많고, 이어서 300-499인(19.9%), 500-999인(15.2%) 순이다. 한편 중소기업 근로자 표본에서는 100-299인이 53.7%, 50-99인이 46.3%로 나타나고 있다. 법인의 성격은 대기업 근로자나 중소기업 근로자 모두 민간회사가 80% 이상을 차지하여 압도적으로 높은 비율을 보이고, 산업은 제조업(산업2)이 31.8%(대기업), 53.7%(중소기업)로 대부분을 차지하고 있는데, 나머지 산업들은 대부분 10% 미만이다. 다만, 대기업 근로자 표본에서 도소매 및 소비자용품 수리업(산업5)이 예외적으로 18.5%를 차지하고 있다.

Ⅳ. 분석 결과

본 연구의 실증분석 결과는 크게 두 가지로 정리되어 있다. 첫째는 노조가입의사의 기본모형이 우리나라 근로자들에게도 얼마나 타당한지를 검토하기 위해 외국의 선행연구들에서 노조가입의사의 결정요인으로 주목받고 있는 직무만족, 노조수단성을 독립변수로 하고 그 밖의 통제 변수들을 포함시킨 기본 모형의 추정결과이다. 둘째는 위의 기본모형의 틀 속에서 근로자의 의사결정참여가 노조가입의사에 어떻게 영향을 미치는지를 분석한 결과이다. 여기에서는 의사결정참여의 주요 매개변수로 설정된 직무만족과 노조수단성을 뺀 회귀분석과 이 두 변수를 포함시킨 회귀분석을 통해 두 변수의 매개효과가 있는지를 검증하고 있다. 통계모형은 모두 순위로짓모형(ordered logit model)이다.

먼저 <표 2>에는 본 연구의 독립변수인 직무만족, 노조의 수단성, 그리고 노조가입의사에 영향을 미칠 수 있는 중요한 통제변수인 이직의사, 노조 이미지, 노조 활동의 제한 정도, 근로자들의 이념적 지향성 등이 포함된 회귀분석 결과가 정리되어 있다. 기본 모형의 추정결과는 중소기업 표본과 대기업 표본으로 구분하여 제시되고 있다.

표에 나타난 바와 같이 노조수단성은 회귀계수가 중소기업 근로자 표본이나 대기업 근로자 표본에서 모두 통계적으로 유의한 양(+)의 값을 가지고 있으며 이는 선행연구의 결과들과 잘 부합된다. 표에 보고하지는 않았으나 다른 변수들을 포함시키는 경우에도 노조수단성의 회귀계수는 통계적으로 유의한 양(+)의 값을 가지고 있어서 이것이 노조가입의사의 안정적인 영향요인임을 보이고 있다. 노조수단성과 달리 직무만족은 표본에 따라 회귀계수의 추정치가 불안정하게 변하고 있음을 알 수 있다. 우선 대기업근로자 표본에서 직무만족의 추정치는 통계적으로 유의한 음(-)의 값을 보이고 있으며 이는 선행연구들의 결과와 일치하는 것이다. 그러나 중소기업근로자 표본에서는 직무만족의 추정치가 매우 작아지고 통계적 유의도도 크게 낮게 나타나고 있다. 이러한 결과를 통해서 볼 때 대기업 근로자의 경우 노조가입의사의 결정과 관련된 기존의 논의와 일관된 모습을 보인다고 할 수 있고 중소기업 근로자의 경우 직무만족이 노조가입의사에 미치는 영향이 기존 논의와는 다르게 나타나고 있다.

통제변수들의 추정계수는 대기업근로자의 경우에는 통계적으로 유의한 변수들이 일부 발견되지만 중소기업근로자의 경우에는 통계적으로 유의한 변수들이 거의 없는 것으로 나타나고 있다. 대기업근로자의 경우, 기혼자 집단(+), 근속년수(+) 등이 통계적으로 유의한 영향을 미치고, 고학력자일수록 노조가입의사가 높은 것으로 나타나고 있다. 그 밖에 양측검증으로 α=0.10 수준에서 노조에 대한 이미지가 부정적일수록 노조가입의사가 낮게 나타나고 있다. 한편 중소기업근로자의 경우에는 사측의 노조활동 억제 변수가 양측검증으로 α=0.10 수준에서 노조가입의사에 부정적 영향을 미치고, 직종변수들 중 한 직종에서 양측검증으로 α=0.10 수준에서 통계적으로 유의한 경우들을 제외하면 통계적으로 유의한 변수들이 없다.

<표 2> 노조가입의사 결정요인의 기본 모형: 순위로짓모형

독립변수	종속변수: 노조가입의사
	중소기업(N=177)	대기업(N=151)
상수4	-12.220 (3.942)	-15.055 (6.025)
상수3	-8.562 (3.863)	-10.448 (5.913)
상수2	-5.721 (3.836)	-6.016 (5.870)
직무만족	0.075 (0.231)	-1.304***(0.282)
노조수단성	1.967***(0.379)	3.158***(0.494)
이직의사	-0.426 (1.226)	1.121 (1.377)
log(임금)	0.490 (0.722)	-0.391 (0.872)
성과급	-0.325 (0.540)	-0.518 (0.554)
노조 이미지	-0.192 (0.211)	-0.470*(0.252)
노조 활동 억제	-0.345*(0.205)	-0.146 (0.267)
정치적 태도	-0.211 (0.200)	-0.134 (0.256)
사회적 태도	0.056 (0.204)	0.066 (0.237)
노조경험	-0.132 (0.777)	0.685 (1.348)
여성	-0.257 (0.501)	-0.359 (0.721)
기혼	-0.519 (0.476)	1.312**(0.628)
기혼․이별	-1.200^(0.896)	4.354**(1.934)
고졸	-0.667 (0.594)	0.527 (1.203)
전문대졸	0.001 (0.785)	2.218^(1.469)
대졸이상	-0.315 (0.789)	2.224^(1.461)
연령	-0.012 (0.027)	-0.073^(0.048)
근속년수	-0.006 (0.046)	0.150**(0.074)
직종3	-0.066 (0.574)	-0.096 (0.671)
직종4	-0.188 (1.081)	-1.131 (1.294)
직종5	-0.758 (1.412)	0.666 (0.995)
직종7	1.137*(0.654)	-1.346^(0.971)
직종8	0.766 (0.605)	0.277 (0.921)
직종9	-0.345 (0.880)	0.237 (1.026)
규모(100-299)	-0.132 (0.359)	-
규모(500-999)	-	-0.206 (0.807)
규모(1000+)	-	0.245 (0.604)
외국인회사	1.564^(1.050)	2.467**(1.014)
공기업	3.339**(1.630)	-1.590^(1.081)
법인단체	1.505*(0.865)	-0.294 (1.109)
-2 Log-L	316.902	201.694

주: * p<0.10 ** p<0.05 *** p<0.01(two-tailed) ^ p<0.10(one-tailed)

산업대분류와 지역(도단위)을 독립변수로 포함하여 통제하였으나 표에 보고하지는 않았음.

이상의 분석결과들을 보면 대기업근로자의 경우에는 노조가입 결정요인의 기본모형이 잘 적용되지만 중소기업근로자의 경우에는 그 모형의 타당성이 상대적으로 취약한 상태이다. 중소기업근로자 표본에서는 노조수단성만이 통계적으로 유의한 영향요인으로 드러나고 또 다른 주된 영향요인인 직무만족의 통계적 유의도가 없는 것으로 나타나고 있다. 그 밖에 인적 특성이나 조직 특성 중에서도 통계적으로 유의한 변수들이 매우 적다. 중소기업 근로자들의 경우 기본모형의 타당성이 낮게 나타나는 이유에 대해서는 분석결과를 통해 확인하기는 불가능하지만 일정한 추론은 가능하다. 이에 대해서는 토론 부분에서 논의하기로 한다.

<표 3> 의사결정참여와 노조가입 의사: 순위로짓모형

독립변수	종속변수: 노조가입의사
	중소기업(N=177)		대기업(N=151)
	(1)	(2)	(3)	(4)
상수4	-3.244 (3.493)	-13.199 (4.026)	-3.724 (4.958)	-16.170 (6.118)
상수3	-0.020 (3.476)	-9.515 (3.941)	-0.739 (4.933)	-11.383 (6.010)
상수2	2.489 (3.486)	-6.633 (3.910)	1.935 (4.947)	-6.790 (5.943)
간접참여	0.145 (0.198)	0.164 (0.203)	-0.153 (0.203)	-0.546**(0.253)
직접참여	-0.395 (0.431)	-0.691^(0.457)	-0.615^(0.454)	-0.646 (0.561)
직무만족	-	0.153 (0.237)	-	-1.340***(0.299)
노조수단성	-	2.061***(0.385)	-	3.412***(0.529)
이직의사	0.172 (1.229)	0.089 (1.277)	2.686**(1.223)	1.119 (1.406)
log(임금)	0.379 (0.702)	0.719 (0.739)	-0.034 (0.746)	-0.330 (0.882)
성과급	-0.634 (0.525)	-0.449 (0.548)	-0.214 (0.478)	-0.214 (0.577)
노조 이미지	-0.142 (0.209)	-0.218 (0.215)	-0.535**(0.212)	-0.479*(0.261)
노조 활동 억제	-0.277^(0.199)	-0.382*(0.208)	0.211 (0.226)	-0.068 (0.275)
정치적 태도	-0.275^(0.192)	-0.250 (0.203)	-0.267 (0.216)	-0.147 (0.263)
사회적 태도	0.014 (0.200)	0.089 (0.208)	-0.422**(0.203)	0.013 (0.240)
노조경험	-0.017 (0.756)	-0.067 (0.782)	-0.424 (1.203)	1.515 (1.471)
여성	-0.427 (0.470)	-0.281 (0.512)	-0.340 (0.613)	-0.531 (0.728)
기혼	-0.290 (0.462)	-0.544 (0.479)	0.317 (0.527)	1.296**(0.637)
기혼․이별	-1.569*(0.870)	-1.269^(0.903)	1.141 (1.657)	4.349**(1.943)
고졸	-0.782^(0.571)	-0.732 (0.598)	0.376 (1.012)	0.434 (1.209)
전문대졸	-0.329 (0.745)	-0.120 (0.793)	1.040 (1.212)	2.157^(1.488)
대졸이상	-0.668 (0.764)	-0.511 (0.800)	0.421 (1.206)	2.231^(1.478)
연령	-0.024 (0.026)	-0.014 (0.027)	-0.004 (0.040)	-0.070^(0.049)
근속년수	-0.013 (0.045)	-0.018 (0.047)	0.118*(0.064)	0.160**(0.077)
직종3	-0.245 (0.568)	-0.298 (0.589)	-0.115 (0.605)	-0.418 (0.699)
직종4	-0.288 (1.045)	-0.094 (1.095)	-1.696^(1.191)	-1.525 (1.323)
직종5	-1.434 (1.374)	-0.723 (1.418)	0.897 (0.872)	0.181 (1.037)
직종7	0.782 (0.633)	1.079^(0.656)	-0.566 (0.872)	-1.740*(1.009)
직종8	0.835^(0.596)	0.653 (0.610)	-0.632 (0.833)	-0.046 (0.960)
직종9	-0.434 (0.867)	-0.566 (0.894)	-0.875 (0.939)	-0.324 (1.090)
규모(100-299)	-0.019 (0.349)	-0.132 (0.361)	-	-
규모(500-999)	-	-	-1.218*(0.706)	-0.116 (0.822)
규모(1000+)	-	-	-0.439 (0.531)	0.406 (0.612)
외국인회사	0.282 (1.003)	1.557^(1.051)	2.118**(0.863)	2.783***(1.068)
공기업	1.578 (1.600)	3.217**(1.636)	-1.248^(0.917)	-1.951*(1.112)
법인단체	0.521 (0.831)	1.542*(0.872)	-1.120 (0.988)	-0.467 (1.132)
-2 Log-L	347.618	314.244	293.128	195.677

주: * p<0.10 ** p<0.05 *** p<0.01(two-tailed) ^ p<0.10(one-tailed)

산업대분류와 지역(도단위)을 독립변수로 포함하여 통제하였음

그렇다면 근로자의 의사결정참여는 노조가입의사에 어떤 영향을 미치고 있을까? 이에 대한 추정 결과는 <표 3>에 정리되어 있다. <표 3>의 1열과 2열은 중소기업 근로자를 대상으로 한 분석결과이고, 3열과 4열은 대기업근로자를 대상으로 한 분석결과이다. 그 중 1열과 3열은 직무만족과 노조수단성 등 매개변수들을 포함하지 않은 모형의 추정결과이고 2열과 4열은 직무만족과 노조수단성 등 매개변수들을 포함한 모형의 추정결과이다. 통계모형은 역시 순위로짓모형이다.

추정 결과들을 보면 의사결정참여의 추정계수들은 부분적으로만 통계적 유의성을 보이고 있다. 우선 간접참여의 경우 대기업근로자 표본에서 직무만족과 노조수단성을 통제한 후 양측검증으로 α=0.05 수준에서 통계적으로 유의한 음(-)의 값을 가지고 있지만 그 두 변수들을 통제하지 않은 경우에는 통계적으로 유의하지 않은 음수(-)를 보이고 있다. 한편 중소기업근로자 표본에서는 간접참여의 회귀계수는 통계적으로 유의하지 않은 양(+)의 값을 보이며 통계적 유의도가 매우 낮아서 그 효과가 거의 없는 것으로 해석하는 것이 더 나은 상태이다. 중소기업 근로자 표본보다는 대기업근로자 표본에서 간접참여의 추정계수가 이론적 기대와 일치하게 나타나고 있음을 알 수 있다.

한편 직접참여의 경우 중소기업근로자 표본에서 직무만족과 노조수단성을 통제한 후 단측검증으로 α=0.10 수준에서 회귀계수가 통계적으로 유의한 음(-)의 값을 가지고 있지만 그 두 변수들을 통제하지 않은 경우에는 통계적으로 유의하지 않은 음수(-)를 보이고 있다. 반면, 대기업근로자 표본에서는 직무만족과 노조수단성을 통제하지 않을 때 회귀계수가 단측검증으로 α=0.10 수준에서 통계적으로 유의한 음(-)의 값을 가지고 있지만 그 두 변수들을 통제한 경우에는 통계적으로 유의하지 않은 음수(-)를 보이고 있다.

이상의 결과들로 미루어 볼 때 간접참여나 직접참여 모두 근로자들의 노조가입의사에 대체로 약한 부(-)의 영향을 미치고 있는 것으로 추정된다. 여기서 한 가지 주목할 사실은 이들 의사결정 참여 변수들이 노조가입의사에 약하게나마 통계적으로 유의하게 미치는 영향은 대체로 직무만족이나 노조수단성을 통제하고 난 후의 직접효과라는 점이다. 이 사실은 근로자의 의사결정참여가 노조가입의사에 통계적으로 유의한 영향을 약하게나마 미치고 있고 그 경로는 우리의 가설에서 설정되었던 직무만족이나 노조수단성이 아닌 다른 매개변수를 통해서라는 점을 시사한다.

Ⅴ.  토론

본 연구는 한국노동연구원의 『한국노동패널』 8차년도 자료를 활용하여 근로자의 의사결정참여가 노조가입의사에 어떤 영향을 미치는지에 관한 실증분석을 실시하였다. 먼저 외국의 선행연구들에 의해 개발되었던 노조가입의사 결정의 기본 모형이 우리나라의 경우에서도 그대로 나타나는지 확인하였다. 그 결과 대기업 근로자들의 경우에는 직무만족과 노조수단성의 추정치들이 각각 통계적으로 유의한 음(-)과 양(+)의 값을 가지고 있으며 기본모형의 이론적 기대를 잘 충족하고 있었다. 그러나 중소기업 근로자의 경우에는 기본모형의 이론적 기대를 잘 충족하고 있지 못한 것으로 나타나고 있다. 중소기업 근로자 표본에서도 노조수단성의 추정치는 통계적으로 유의한 양(+)의 값을 가지고 있지만 직무만족의 추정치가 약한 통계적 유의도를 보이고 있다. 전체적으로 보면 직무만족과 노조수단성이 노조가입의사를 결정한다는 기본 모형과 가설은 우리의 자료에 의해서도 지지된다고 할 수 있다.

실증분석 결과에서 중소기업 근로자들의 경우 직무만족이 노조가입의사에 미치는 영향이 의미있게 나타나지 않는 이유를 단정적으로 말하기는 어려우나 다음과 같은 추측은 가능하다. 중소기업의 경우 고용조건이나 직무환경이 상대적으로 열악하며, 낮은 직무만족과 낮은 노조가입의사 수준을 보여주고 있다. 이를 통해서 볼 때 우리나라 중소기업 근로자들의 경우 부조화이론에서 주장하는 것처럼 직무불만족이 노조가입의사로 연결되는 경향이 매우 약하다고 추정할 수 있다. 우리나라의 노동조합들이 기업별조직 형태를 취하고 있기 때문에 중소기업에서 노조가 조직되기 어렵다는 점, 그리고 본인의 월급에서 조합비를 내야하는 경제적 부담 등이 직무불만족이 노조가입의사로 연결되지 않는 이유일 가능성이 있다. 이것은 곧 중소기업의 경우 노조가입과 관련하여 공급측면의 영향이 수요측면보다 더 중요한 영향을 미칠 수 있음을 시사한다. 중소기업 근로자들에게 있어서 직무불만족은 노조가입의사보다는 오히려 이직의사에 영향을 미칠 가능성이 크다. 인력의 입직과 퇴직이 매우 높은 우리나라 중소기업의 현실 역시 이러한 현상을 반영하는 것이라고 할 수 있다.

한편 의사결정참여가 노조가입의사에 미치는 영향은 매우 제한적으로 나타나고 있다. 중소기업 근로자의 경우에는 의사결정참여가 노조가입의사에 미치는 직접효과도 나타나지 않으며 직무만족이나 노조수단성을 매개로 한 매개효과 모두 발견되지 않고 있다. 그러나 대기업근로자를 대상으로 한 분석결과는 의사결정참여가 노조가입의사에 부(-)의 영향을 미치고 있음을 보여주고 있다. 의사결정참여 중 간접참여가 양측검증으로 α=0.05 수준에서 통계적으로 유의한 음(-)의 추정치를 보이고 있으며 직접참여는 직무만족과 노조수단성을 통제하지 않을을 때 단측검증으로 α=0.10 수준에서 통계적으로 유의한 음(-)의 값을 보이고, 그 변수들을 통제하지 않을 때에는 통계적으로 유의하지 않은 음(-)의 값을 나타내고 있다. 이상의 결과들로부터 우리는 의사결정참여가 노조가입의사에 약하게 부정적인 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 대기업의 경우에 더 유의하게 적용되고 있는 이 결과들은 우리나라에서도 의사결정참여가 노조가입의사를 낮추고 장기적으로 노조 조직률을 떨어뜨리는 효과를 발생시킬 가능성이 있음을 시사한다.

그런데 위 결과에서 주목할 점은 직무만족과 노조수단성이라는 두 변수를 통제한 이후에 의사결정참여에 대한 추정계수들의 통계적 유의도가 대체로 더 높아지고 있다는 사실이다. 이 점은 우리가 세웠던 가설과는 달리 의사결정참여가 노조가입의사에 영향을 미치는 과정에서 직무만족과 노조수단성이 매개변수 기능을 하고 있지 못함을 시사한다. 간접참여와 직접참여가 직무만족과 노조수단성에 미치는 영향의 정도도 낮은 것으로 나타나고 있다. 본문에 보고되지는 않았으나 의사결정참여가 직무만족과 노조수단성에 미치는 영향을 확인하기 위해 실시한 회귀분석 결과는 직접참여가 직무만족에 미치는 영향이 단측검증으로 α=0.10 수준에서 통계적 유의하게 긍정적일 뿐이고 나머지는 통계적으로 유의하지 않게 나타나고 있다. 이들 결과들로 미루어 볼 때 직무만족이나 노조수단성은 의사결정참여가 노조가입의사에 미치는 영향을 매개하지 않고 있음을 알 수 있다.

왜 우리의 가설과는 달리 의사결정참여가 직무만족이나 노조수단성을 매개로 해서 노조가입의사에 영향을 미치지 않는 것인가에 대해서는 일정한 추론이 가능하다. 무엇보다도 의사결정참여가 다른 변수를 통해서 노조가입의사에 영향을 미칠 가능성이 크다. 의사결정참여는 조직변수이고 노조가입의사는 심리적 태도변수이므로 이론적으로 볼 때 이 둘을 매개하는 다른 변수가 존재하는 것이 논리적이다. 따라서 직무만족과 노조수단성 이외에 다른 변수들이 의사결정참여와 노조가입의사간의 관계를 매개하고 있을 가능성이 있다. 그것이 무엇인지에 대해서는 현재로서는 명확한 답을 제시하기는 어렵다. 하지만 의사결정참여가 근로자의 기업 혹은 경영층에 대한 신뢰를 높이고 그러한 신뢰가 높아질수록 노조가입의사가 낮아질 것이라는 추론은 가능하다. 이 경우 근로자의 기업 혹은 경영층에 대한 신뢰가 의사결정참여와 노조가입의사간의 관계를 매개하는 변수가 될 것이다. 다만 현재의 자료는 그러한 우리의 추론을 확인할 수 있는 정보를 포함하고 있지 않다. 따라서 이 부분은 향후 연구과제로 남길 수밖에 없다.

<참고문헌>

김동배․이경묵(2003) 『근로자참여의 영향요인과 성과』, 한국노동연구원

김유선(2002) 노조가입 결정요인, 『노동경제논집』, 제25권 1호

노용진․박우성(2007) 무노조기업 내 근로자의 의사결정참여와 노조가입 의사, 『제8회 한국노동패널 학술대회논문집』, 한국노동연구원, 한국노동경제학회 등

배규식․심상완․노용진(2007) 『무노조기업의 고용관계』, 한국노동연구원(근간)

신광영(1995) 산업사회에서의 노조조직률 결정요인 연구, 『한국사회학』, 제 29집(가을호)

윤진호․강병구(2003) 『노동조합 가입성향의 결정요인: 패널 데이터를 중심으로』, 한국노동연구원 내부자료

이시균(2001) 노동조합 조직률 변화와 가입성향 결정요인, 『매월노동동향』, 12월, 한국노동연구원.

조우현․유경준(1997) 『노동조합 가입성향의 결정요인과 노조의 상대적 임금효과』, 한국노동연구원

최종태(1988) 『현대 인사관리이론: 시스템 어프로우치』, 박영사

한국노동연구원(2006) 『월간 노동리뷰』12월호

홍성우(1996) 한국의 노조직률 하락 원인에 관한 연구, 『산업노동연구』, 제2권 제2호

Appelbaum, E., T. Bailey, P. Berg, & A. L. Kalleberg(2000) Manufacturing Advantage: Why High Performance Work Systems Pay Off, ILR Press, NY

Charlwood, A.(2002) "Why Do Nonunion Employees Want to Unionize? Evidence from  Britain," British Journal of Industrial Relations, 40(3)

Cooke, W. M.(1983) "Determinants of the Outcomes of Union Certification Elections: Law and Reality once Again", Industrial and Labor Relations Review 36, p 402-14

Decotiis, T. A. and J. LeLouran(1981) "A Predictive Study of Voting Behavior in a Representation Election Using Union Instrumentality and Work Perceptions", Organizational Behavior and Human Performance 27, p 102-18

Farber, H. S. and D. H. Saks(1980), "Why Workers Want Unions: The Role of Relative Wages and Job Characteristics," Journal of Political Economy, Vol. 83.

Farber, H. S. and A. B. Krueger(1993) “Union Membership in the United States: The Decline Continues”, Kaufman, B. E., and M. M. Kleiner(eds.), Employee Representation: Alternatives and Future Directions, Industrial Relations Research Association Series

Festinger, L.(1957) A Theory of Cognitive Dissonance, Stanford Univ. Press, CA

Fiorito, J. (2001), “Human Resource Management Practices and Worker Desires for Union Representation”, Journal of Labor Research, 22(2)

Fiorito, J., C. Lowman, and F. D. Nelson(1987), "The Impact of Human Resource Policies on Union Organizing," Industrial Relations, 26, p 113-26

Florkowski, M., and M. Schuster(1987) "Predicting the Decisions to Vote and Support Unions in Certification Elections: An Integrated Perspective", Journal of Labor Research 8, p 191-205

Freeman, B. R and E. P. Lazear(1995) “An Economic Analysis of works Councils”, Rogers, J. and W. Streeck(eds.), Works Councils: Consultation, Representation, and Cooperation in Industrial Relations, The University of Chicago Press, Chicago and London

Guest, D.(1987) "Human Resource Management and Industrial Relations", Journal of Management Studies, 24(5), p503-21

Guest, D.(1995) “Human Resource Management, Trade Unions, and Industrial Relations”, Storey(eds.) Human Resource Management: A Critical Text, London: Routledge

Guest, D. and N. Conway(1999) "Peering into the Black Hole: The Downside of the New Employment Relations in the UK", British Journal of Industrial Relations 37(3), p 367-89

Jacoby, S. M.(1984) “Introduction: The Development of Internal Labor Markets in American Manufacturing Firms”, P. Osterman(eds.) Internal Labor Markets, MIT Press, Mass.

Kaufman, B. E. and D. I. Levine(2000) “An Economic Analysis of Employee Representation”, Kaufman, B. E. & D. G. Taras(eds) Nonunion Employee Representation: History, Contemporary Practice, and Policy, M. E. Sharpe, NY, USA

Klandermans, P. G. (1986), "Psychology and Trade Union Participation: Joining, Acting and Quitting," Journal of Occupational Psychology, 59.

Kochan, T. A. (1979), "How American Workers View Labor Unions," Monthly Labor Review, Vol. 102, No. 4.

Kochan, T. A. (1980) Collective Bargaining and Industrial Relations, Homewood.

Kochan, T. A., H. C. Katz, and R. B. McKersie(1986) The Transformation of American Industrial Relations, Basic Books.

Kochan, T. A., R. B. McKersie, and J. Chalykoff(1986) "The Effects of Corporate Strategy and Workplace Innovations on Union Representation", Industrial and Labor Relations Review 34, p 487-501

Lawler Ⅲ, E. E.(1989) “Participative Management in the United States: Three Classics Revised”, Széll, György (ed.) International Handbook of Participation in Organizations, Vol. 1, p 11-25

McLoughlin, I and S. Gourlay(1994) Enterprise Without Unions: Industrial Relations in the Non-union Firm, Buckingham, UK. Open Book Press

Milgrom, P. and J. Roberts(1992) Economics, Organization, and Management, Prentice-Hall, NJ, U.S.A

Montgomery, R. B.(1989) "The Influence of Attitudes and Normative Pressures on Voting Decisions in a Union Certification Election, Industrial and Labor Relations Review 42, p 262-79

Premack, S. L. and J. E. Hunter(1988), "Individual Unionization Decisions," Psychological Bulletin, Vol. 103.

Storey, J.(1992) Developments in the Management of Human Resource Management, Oxford, Blackwell

Wheeler, H. and J. A. McClendon(1991) “The Individual Decision to Unionize”, Strauss, G., Gallagher, D. G. and Fiorito, J. (eds.), The State of the Unions, Industrial Relations Research Association.

Youngblood, S. A., A. S. DeNisi, J. L. Molleston, and W. H. Mobley(1984) " The Impact of Work Environment, Instrumentality Beliefs, Perceived Labor Union Image, and Subjective Norms on Union Voting Intentions", Academy of Management Journal 27, p 576-90

Zalesny, M. D.(1985) "Comparison of Economic and Noneconomic Factors in Predicting Faculty Vote Preference in a Union Representation Election", Journal of Applied Psychology 70, p 243-56

<부표 1> 측정변수들의 요인분석 결과

<요인분석 A> 노사협의회의 근로자이익대표성 활성화

항목	평균(표준편차)		요인 적재량
	50-299	300 +
노사협의회-근로조건 개선에 유익	1.189 (0.667)	1.235 (0.732)	0.977
노사협의회-산업재해 예방에 유익	1.200 (0.696)	1.203 (0.642)	0.982
노사협의회-근로기준법 준수에 유익	1.200 (0.688)	1.242 (0.744)	0.992
크론바흐 알파/ 아이겐값(설명%)	0.983		2.902(96.7%)

<요인분석 B> 직무만족

항목	평균(표준편차)		요인 적재량
	50-299	300 +
임금	2.694 (0.770)	2.869 (0.741)	0.652
고용안정성	3.239 (0.680)	3.366 (0.741)	0.681
직무내용	3.244 (0.648)	3.444 (0.668)	0.793
근무환경	3.200 (0.688)	3.366 (0.636)	0.748
근로시간	3.072 (0.798)	3.255 (0.721)	0.601
개인의 발전가능성	2.944 (0.683)	3.013 (0.734)	0.725
의사소통․인간관계	3.302 (0.589)	3.327 (0.647)	0.622
인사고과	3.045 (0.549)	3.072 (0.631)	0.725
복리후생제도	2.782 (0.759)	2.961 (0.742)	0.739
크론바흐알파/아이겐값(%)	0.866		4.442(49.1%)

<요인분석 C> 노동조합 이미지

항목	평균(표준편차)		요인 적재량
	50-299	300 +
노조- 경제성장 저해	2.782 (0.795)	2.732 (0.896)	0.821
노조-기업의 성장에 무관심	2.626 (0.786)	2.566 (0.896)	0.834
노조있는 기업의 도산 가능성 높음	2.698 (0.834)	2.673 (0.849)	0.754
크론바흐 알파/ 아이겐값(설명%)	0.725		1.937(64.6%)

<요인분석 D> 노조활동 억제

항목	평균(표준편차)		요인 적재량
	50-299	300 +
회사-노조활동 제한	3.458 (0.788)	3.523 (0.859)	0.785
회사-조합원에게 불이익	3.162 (0.842)	3.150 (0.923)	0.785
회사-노조조직화 시 해고	3.313 (0.919)	3.523 (0.867)	0.835
노동법-노조활동 보호하지 못함	3.218 (0.721)	3.268 (0.786)	0.750
크론바흐 알파/ 아이겐값(설명%)	0.798		2.493(62.3%)

<요인분석 E> 정치적․경제적 태도

항목	평균(표준편차)		요인 적재량
	50-299	300 +
고용주-근로자 처우개선 위해 노력	2.733 (0.767)	2.822 (0.839)	0.638
부자와 빈자는 법 앞에 평등	2.194 (0.898)	2.261 (0.972)	0.729
경제성장의 성과가 근로자들에게 공정하게 분배	2.178 (0.749)	2.327 (0.872)	0.828
정부가 부의 재분배에 노력	2.017 (0.766)	2.144 (0.854)	0.790
크론바흐 알파/ 아이겐값(설명%)	0.735		2.248(56.2%)

<요인분석 F> 사회적 태도

항목	평균(표준편차)		요인 적재량
	50-299	300 +
젊은이들은 전통적 가치를 존중해야	3.856 (0.686)	3.850 (0.793)	0.748
도덕적 기준의 유지를 위해 인터넷 검열이 필요	3.639 (0.789)	3.706 (0.818)	0.656
악법도 법이므로 준수해야	3.106 (1.011)	3.301 (0.994)	0.562
학교는 권위를 존중하도록 가르쳐야	3.672 (0.979)	3.737 (0.926)	0.751
크론바흐 알파/ 아이겐값(설명%)	0.605		1.869(46.7%)

Participative management the intention the employees to join unions

This study examines the impact of the participative management practices, in particular the small group activity and work council, on the intention of employees to join unions as members. Its sample consist of employees working non-union establishments drawn from the 8th survey of KLIPS. We test out hypothesis predicting the influence of participative management on the employees's intention to join unions by adding participative management variable into a theoretical model in which job satisfaction and instrumentality of unions influence the intention of employees. In our model, direct and indirect participation are supposed to influence the intention of employees to join unions playing a mediating variable role. Analysis is done by using a separate sample of small-and-medium, and large firms. Results show that job satisfaction and union instrumentality are correlated to the employees' intention to join union in large firm sample, while this is not the case in small and medium firms. On the other hand, direct participation is weakly but positively related to the employees' intention to join unions while indirect participation is not related to it. In addition, the mediating effect of the participative management is not supported by our results. These implies that there could be some other variables mediating the participative management and the intention of employees to join unions.

Key words:

participative management, intention to join unions. job satisfaction, union instrumentality, non-union establishments,