産 業 關 係 硏 究

第23卷 第4號, 2013. 12. pp.45~66

ⓒ 韓 國 雇 傭 勞 使 關 係 學 會

논문접수일 : 2013년 10월 5일, 심사의뢰일 : 2013년 10월 8일, 심사완료일 : 2013년 11월 28일

*** 본 논문에 유익한 평을 해주신 익명의 심사자들에게 감사드린다.

** (제1저자) 서강대학교 경제학부 교수, 경제학박사, 010-5328-7552, sina@sogang.ac.kr

*** (제2저자) 한국직업능력개발원 연구위원, 경제학박사, 010-9076-1801, jjs@krivet.re.kr

産業關係硏究 제23권 제4호

노동조합은 기업의 생산성을 높이는가? (남성일․전재식)

노동조합은 기업의 생산성을 높이는가?*

- 경로별 요인분해를 통한 분석 -

남 성 일**․전 재 식***

본 연구는 노동조합이 생산성에 미치는 효과에 대해 경로별로 세분화하여 추정하였다. 구체적으로 노동조합의 생산성 효과를 크게 총요소생산성 효과, 요소효율성 효과, 요소수요변화 효과로 구분하여 이들 각각의 경로를 통한 효과가 어느 정도인지 추정하였다. 이를 위해 Cobb-Douglas 생산함수 모형에 근거한 생산성 추정모형을 도출하였다. 한국상장회사협의회의 ｢TS2000｣에서 1990～2009년 기간 동안 20년 자료를 패널데이터로 연결하여 활용하였다. 1,278개 기업의 14,666개 관찰치가 unbalanced panel data 형태로서 실증분석에 사용되었다.

분석 결과, 노동조합은 요소효율성을 낮추는 것으로 나타났다. 특히 자본효율성의 마이너스 효과가 컸고, 그 다음으로 노동효율성의 마이너스 효과가 컸다. 그러나 총요소생산성의 증가 효과가 요소효율성의 감소 효과를 압도하여 전체적으로는 생산성이 증대되는 것으로 나타났다. 노동조합의 생산성 증대 효과는 1인당 매출액 기준으로는 약 17～18% 정도이고, 1인당 부가가치 기준으로는 약 15～19% 정도다.

▶ 주제어: 생산성 효과, 총요소생산성 효과, 요소효율성 효과, 요소수요변화 효과, 노동조합

I. 서 론

노동조합은 기업의 생산성을 높이는가? 이 질문은 노동조합의 영향에 대한 다른 질문들, 예컨대 노조는 임금을 올리는가? 또는 노조는 이윤을 올리는가? 등과 같은 질문에 비해 아직까지 공통적으로 동의하는 답을 얻지 못하고 있다. 일찍이 Freeman and Medoff(1984, p.163)은 노동조합의 역할에 대한 고전적 연구서가 된 What Do Unions Do?에서 “일반적으로 말해 노조가 있으면 없을 때보다 생산성이 높다”고 주장했다. 그러나 그 이후 다양한 데이터에 바탕을 한 여러 실증연구들을 정리한 논문들(Addison & Hirsh, 1989; Hirsh, 2004; etc.)에 따르면, 노동조합은 기업의 생산성에 거의 영향을 주지 않거나 낮추는 것으로 보고되고 있다.

노동조합이 생산성을 높이는지 낮추는지에 대한 질문과 함께 관심을 끄는 또 하나는 생산성을 높이거나 낮춘다면 어떤 경로를 통해서 그렇게 되는가 하는 세부적 질문이다. 독점노조 모형(monopoly union model)에 따르면, 사측은 노조의 임금인상에 대응하여 1인당 자본을 늘리든지 질 높은 근로자를 채용함으로써 생산성을 높일 수 있다고 한다. 반면에 소통 모형(voice/response model)에 따르면, 노조와의 원활한 소통을 통해 이직이 줄고 더욱 합리적인 경영이 이루어짐으로써 생산성이 높아진다고 한다. 요컨대 독점노조 모형은 노동조합으로 인해 자본, 노동 등의 요소수요가 변함으로써 생산성에 영향을 준다는 것인 반면에 소통 모형은 경영합리화 등을 통해 X-비효율성(X-inefficiency)을 줄여 총요소생산성(total factor productivity)을 높인다는 것이다. 그러나 기존의 실증연구들은 단순히 노조가 생산성을 높이는지 혹은 낮추는지를 규명하는 데 초점을 맞추었지, 보다 세부적으로 어떤 경로를 통해 높이거나 낮추는지 살펴보지 않았다.

노동조합의 생산성 효과에 대해 국내에서 발간된 논문은 손에 꼽을 정도다. 윤봉준ㆍ김종선(1993)이 1987～1989년 기간 중 노조조직률의 변화에 따른 생산성의 변화를 추정하였고, 원창희ㆍ김동헌(1998)은 기업별 조사 자료를 바탕으로 노동조합과 노사협의회의 생산성 효과를 추정하였다. 조민수(2007)는 역시 기업체 자료를 바탕으로 노동조합의 생산성 효과를 추정하였다. 이들 연구의 자료는 시계열 총량자료(aggregate time series data)이거나 횡단면자료(cross section data)라는 점에서 한계를 갖는다. 시계열 총량자료는 기업의 생산성을 측정하지 못하는 한계가 있고 횡단면자료는 노동조합이 없을 때와 있을 때를 비교하는 것이 아니라 노동조합이 없는 기업과 있는 기업을 비교함으로써 기업 고유의 특성에 따른 차이가 가져오는 효과까지 포함하는 문제점이 있다. 그리고 국내 연구들 모두 단순히 노조의 생산성 효과가 양(+)인지 음(-)인지만 분석할 뿐 그 경로에 대해서는 분석하지 않았다.

본 논문은 모형과 자료의 두 가지 측면에서 기존 연구들을 발전시키고자 한다. 우선 모형 측면에서는 노동조합의 생산성 효과를 경로별로 세분해서 추정하고자 한다. 구체적으로 말하자면, 노동조합이 생산성에 미치는 효과는 ⅰ) 총요소생산성에 미치는 효과뿐만 아니라 ⅱ) 생산요소의 효율성에 미치는 효과, ⅲ) 생산요소 수요량의 변화를 통해 미치는 효과로 세분화되는데, 이들 각각의 경로를 통한 효과가 어느 정도인지 구분해서 추정하고자 한다. 그리고 자료의 개선은 기업별 패널데이터를 사용함으로써 이루어진다. 즉, 1,278개 기업의 1990～2009년까지 20년 기간의 데이터를 이용한다. 기업별 패널데이터를 이용함으로써 노동조합이 생기면서 발생하는 생산성과 요소량의 변화들을 살펴서 노동조합의 효과를 포착할 수 있고, 또 기업 고유의 특성 차이로 인한 변화들을 통제할 수 있는 장점이 있다.

본 논문의 구성은 다음과 같다. 제Ⅱ장에서는 노조의 생산성 효과에 대한 선행연구들을 검토한다. 제Ⅲ장에서는 추정 모형을 세운 후 추정에 활용할 데이터와 변수들을 소개한다. 제Ⅳ장에서는 추정 결과에 대해 해석하고 논의하고, 마지막으로 제Ⅴ장에서는 주요 발견사항들을 정리하며 결론을 맺는다.

Ⅱ. 선행연구

노동조합의 생산성 효과에 관한 가장 고전적 연구는 Freeman and Medoff(1984)이다. Freeman and Medoff(1984)는 독점모형(monopoly model)이나 소통모형(voice/response model) 모두 노동조합은 생산성을 올리는 결과를 가져올 것이라고 예측한다. 이들은 노조가 생산성에 미치는 영향에 대해 세 가지 경로를 제시하였다. 첫째, 노조가 독점적 위치에서 임금을 올리면 사측은 그에 대응하여 자본/노동비율을 올리거나 더 질 높은 노동을 수요한다. 그렇게 해서 생산성을 높인다. 둘째, 노조는 작업규칙 등을 경직적으로 만들 수 있다. 이렇게 되면 필요 이상의 노동력을 쓰게 되고, 이는 생산성에 마이너스로 작용한다. 셋째, 노조와 사측의 소통이 원활해지면 근로자의 이직이 줄어들고 기업은 더 합리적이고 전문적인 경영을 하게 되어 생산성이 높아진다. 이 세 가지 효과 중 첫째와 셋째의 긍정적 효과가 둘째의 부정적 효과를 압도할 것이므로 평균적으로 노조로 인해 생산성은 높아질 것으로 본다. Freeman and Medoff(1984)는 실증적 근거로 여러 연구를 들었지만 그 중 Brown and Medoff(1978)의 결과를 주요 근거로 내세웠다. 이들 연구에 따르면, 노조는 비노조에 비해 부가가치 노동생산성을 20～25% 높이는 것으로 나타났다.

Freeman and Medoff(1984) 이후 여러 연구들이 이 주제를 다루었는데, Addison and Hirsh(1989)는 이제까지의 여러 실증연구들의 결과를 종합적으로 분석한 결과 1980년대의 연구들에서는 노동조합이 생산성에 마이너스 영향을 미친다는 결과들이 대부분이었다는 점을 밝힌다. 따라서 이들은 네 가지 주요 결론에 도달하는데 다음과 같다. 첫째, ‘노조가 평균적으로 생산성을 올린다’는 주장은 실증적 근거가 약하다. 둘째, 노조의 생산성 증가 효과는 노조-비노조 간 임금격차가 큰 부문에서 나타났다. 셋째, 시장경쟁 압력이 강한 부문일수록 노조의 생산성 증가 효과가 나타났다. 넷째, 노조의 생산성 증가 효과는 충격효과(shock effect)와 자기선택(self-selectivity)의 결과로 보인다. 여기서 충격효과란 노조로 인해 임금이 상승하고 이윤이 줄어드는 충격을 겪으면서  살아남기 위해 생산성을 올리는 효과를 말한다. 그리고 자기선택의 결과란 노조로 인해 생산성이 낮아진 기업들은 시장에서 도태되어 사라지고 나머지 살아남은 기업들만 데이터로 관찰되는 결과를 말한다.

1990년대 이후 노조의 생산성 효과에 대한 실증연구는 미국 외 다른 나라들 자료를 이용한 것들이 많았는데, 이 연구들을 분석한 Addison and Belfield(2004)는 미국 데이터는 노조의 생산성 효과를 사실상 제로로 보고 있고, 영국 데이터는 1980년대에 노조의 생산성 효과를 마이너스로 보고 있고 있으며, 독일의 경우 평균적으로 생산성을 향상시키지는 않았다고 요약하고 있다. Hirsh(2004) 또한 그간의 연구들을 종합하여 노조의 생산성 효과는 ‘제로를 중심으로 어떤 경우는 플러스, 어떤 경우는 마이너스다’고 결론짓는다. 그러나 Hirsh(2004)는 Black and Lynch(2001)를 인용하여 노조기업 중 전사적 품질경영(Total Quality Management: TQM)이나 능률급 제도(incentive payment system, 예컨대, profit sharing 등)을 실시하는 기업은 같은 시스템을 쓰는 비노조기업에 비해 생산성이 높았다는 점을 밝힌다. Addison(2005)도 미국과 독일 연구를 바탕으로 분석한 결과 노조의 생산성 효과는 그 자체로는 없으나 고성과작업시스템(high performance work practice)과 결합되었을 때 생산성을 높이는 효과가 있다고 하였다. 결국 노조의 생산성 효과는 사측과 협력적 노사관계를 이루어 여러 가지 생산성 제고 작업시스템을 가동할 때 긍정적으로 나타난다는 것이다. 이는 노조의 생산성 효과는 노사관계가 성숙할수록 더 긍정적으로 나타난다는 Freeman and Medoff(1984)의 주장과 일맥상통하는 결과다.

고성과작업시스템이란 TQM, Quality Circle, Teamwork, 기능적 유연성 등 근로자의 참여와 인센티브를 활용하여 성과를 극대화하고자 하는 작업방식을 말한다.

노조의 생산성 효과에 관한 우리나라 연구로서, 윤봉준ㆍ김종선(1993)은 1987～1989년 기간 중 노조조직률이 1% 상승할 때 노동생산성은 6․29 이전에 비해 연평균 0.71% 하락한 것으로 추정했다. 이때가 6․29 직후 노사분규가 극심했던 기간임을 감안하면 노동조합의 일반적인 생산성 효과를 추정했다고 보기에는 다소 의문이 들 수 있다. 원창희ㆍ김동헌(1998)은 1996년의 600개 기업 설문조사 결과 및 그 기업들의 재무제표 결과를 결합하여 노동조합 및 노사협의회의 생산성 효과를 추정하였다. 부가가치 노동생산성을 종속변수로 한 추정에서 노동조합 더미는 음(-)의 계수 값을 보였으나 유의성은 없었으며, 노사협의회 더미는 10% 수준에서 양(+)의 계수 값을 보였다. 2000년대 들어 조민수(2007)는 2005년 KLI 사업체패널의 1,024개 횡단면 자료를 바탕으로 노조의 생산성 효과를 추정하였는데, 노동조합 변수는 노동생산성에 마이너스로 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다. 원창희ㆍ김동헌(1998) 및 조민수(2007)의 연구는 모두 횡단면자료를 사용하였는데, 횡단면 자료는 본질적으로 노조기업과 비노조기업을 비교하는 것으로서 기업 고유의 특성을 통제하기 어려운 단점이 있다. 예컨대 노조기업에는 없는 어떤 특성들이 비노조기업에 있고, 그 특성들로 인해 비노조기업의 생산성이 높으면 이를 통제하지 못한 추정에서는 비노조이기 때문에 생산성이 높은 것처럼 나타난다. 즉, 노조변수가 생산성에 음(-)의 영향을 미치는 것으로 나타난다. 이를 해결하기 위해서는 그 변수를 정확히 찾아내어 통제해주던지 아니면 패널데이터를 사용하여 기업 고유의 특성으로 인한 효과가 스스로 씻겨지도록(washed out) 하는 것이 필요하다.

우리나라 연구 중 패널데이터를 사용한 연구가 전혀 없었던 것은 아니다. 김우식(1992)의 석사학위 논문은 기업체패널을 구축하여 노동조합의 생산성 효과를 경로별로 추정하였다. 김우식(1992)은 1991년 말 현재 상장기업 중 1987년 6․29 이후 노동조합이 설립된 기업 174개를 찾아내고, 이들 기업의 1986～1991년 기간 중 재무제표를 이용하여 패널데이터를 만들었고 노동조합의 생산성 효과를 추정하였다. 그 결과 노조의 독립적 효과(총 요소생산성 효과)만을 추정하면 유의적인 플러스 효과가 나타났다. 그러나 생산요소 효율성에 미치는 효과를 포함한 추정에서 노조의 독립적 효과는 유의적이지 않았고 그 대신 원재료, 연구개발 및 총 노동량 등의 생산효율성에는 노조가 플러스 효과를 미치는 것으로 나타났다. 반면에 자본량의 생산효율성에는 노조가 마이너스 효과를 미치는 것으로 나타났다. 김우식(1992)의 논문은 기업체패널 자료를 이용했다는 선구적 가치가 있음에도 불구하고 표본을 1987~1991년 사이에 비노조기업에서 노조기업으로 전환한 기업들만으로 국한했다는 점에서 선택편의(selection bias)가 있을 수 있는 취약점을 가진다.

노동조합 자체의 생산성 효과를 추정한 것은 아니지만 조준모ㆍ김기승(2006)은 ꡔ노동백서ꡕ와 ꡔ매일경제 회사연감ꡕ의 1997~2002년 자료를 이용하여 패널 자료를 구축한 다음 노동조합의 파업이 기업성과에 미치는 효과를 추정하였다. 추정 결과 노동조합 변수 자체는 이자보상배율이나 자산수익률 등 기업성과에 유의미한 영향을 주지는 않으나 파업은 현재뿐 아니라 미래의 기업성과에까지 마이너스 영향을 주는 것으로 나타났다.

III. 추정 모형 및 자료

1. 추정 모형

기업의 생산함수는 다음과 같은 Cobb-Douglas 형태를 갖는다고 가정하자.

[eqn: Y`=`AL ^{a}K ^{ b}M ^{ c}]	(1)

여기서 Y는 생산량, L은 노동, K는 자본, 그리고 M은 원자재를 말한다. 그리고 a, b, c는 각각 노동, 자본, 원자재의 생산효율성을 나타내는 파라미터다. A는 경영능력 및 기술력 등을 포괄하는 총요소생산성 파라미터다.

우리는 노동조합이 조직되면 a, b, c 및 A 등의 생산효율성 파라미터들이 영향을 받는다고 가정한다. 그러면 식 (1)은 다음과 같이 변형된 형태로 쓸 수 있다.

[eqn: Y=A(1+ delta U)L ^{a _{0} +a _{1} U} K ^{b _{0} +b _{1} U}M ^{ c _{ 0 }+c _{ 1}U]	(2)

여기서 U는 노조가 있으면 1, 없으면 0의 값을 갖는 더미변수다. 식 (2)는 노조가 생김으로써 노동, 자본, 원자재의 생산효율성은 각각 [eqn: a_{ 1, }] [eqn: b_{ 1}], [eqn: c_{ 1}]만큼씩 영향을 받는다는 것을 보여준다. 예컨대 노조가 경직적인 작업규칙 등을 고집한다면 [eqn: a_{ 1}]은 음(-)의 값을 가질 것이며, 반대로 노조로 인해 양질의 노동력으로 바뀐다면 양(+)의 값을 가질 것이다. 그리고 [eqn: delta]는 노조로 인한 총요소생산성의 변화를 나타낸다. 예컨대 Freeman and Medoff(1984)의 소통모형(voice/response model) 예측이 맞는다면 [eqn: delta]는 양(+)의 값을 가질 것이다. 식 (2)는 노조의 생산성 효과를 추정하는 기존 방식에 비해 각 생산요소의 효율성에 미치는 효과를 분리해 추정한다는 점에서 차별화된다. 기존 방식들은 대부분 노조의 독립적인 생산성 효과, [eqn: delta]를 추정하는 데 그친 반면에 식 (2)는 여기에 더해 각 생산요소의 효율성에 미치는 효과, [eqn: a_{ 1}], [eqn: b_{ 1}], [eqn: c_{ 1}]까지 추정함으로써 노조가 생산성에 어떤 경로들을 통해 영향을 미치는지 분석해낼 수 있다.

식 (2)를 노동생산성의 식으로 바꾸기 위해 양변을 L로 나누고 로그함수로 변환시키면 다음과 같다.

[eqn: log {Y} over {L} =logA+deltaU+ alpha _{0} logL+b _{0} log {K} over {L} +c _{0} log {M} over {L}]	(3)

[eqn: + alpha _{1} U`‧`logL+b _{1} U`‧`log {K} over {L} +c _{1} U`‧`log {M} over {L}]

여기에서 [eqn: alpha _{ 0}]=[eqn: a_{ 0}+b _{ 0}+c _{ 0}-1], [eqn: alpha _{ 1}]=[eqn: a_{ 1}]+[eqn: b_{ 1}]+[eqn: c_{ 1}]이다. 식 (3)은 본 연구의 핵심 추정방정식이다. 식 (3)을 추정하여 얻은 계수 값을 이용하여 [eqn: delta] 및 [eqn: a_{ 1}], [eqn: b_{ 1}], [eqn: c_{ 1}]의 값을 얻을 수 있다.

우리는 먼저 L, [eqn: { K} over {L }], 및 [eqn: { M} over {L }] 등을 외생변수로 가정하고 추정한다. 즉, 이들 생산요소의 수요는 산출량 Y와 독립적이며 영향을 받지 않는다고 가정한다. 이를 <모형 1>이라 하자.

그러나 실제로는 최적 요소수요의 원리에 따라 L의 수요는 Y에 영향을 받는다. 반면에 Cobb-Douglas 생산함수의 특성상 K와 M 수요는 L 수요에 정비례하므로, 별도로 Y에 영향을 받지 않는다. 따라서 L, [eqn: {K} over {L}], [eqn: { M} over { L}]의 수요함수는 다음과 같다.

[eqn: log L] = f([eqn: w,``r,``s,`Y,`U`]), [eqn: log {K} over {L}] = f([eqn: w,``r,`U]),  [eqn: log { M} over {L }] = f([eqn: w,``s,`U])	(4)

단, [eqn: w]=임금, [eqn: r]=자본 가격, [eqn: s]= 원자재 가격

식 (4)를 식 (3)에 대입하면 식 (3)에서 [eqn: logL], [eqn: log {K} over {L}], [eqn: log { M} over {L }]은 모두 U의 함수가 된다. 따라서 이제 노조변수 U의 효과는 기존의 생산효율성 파라미터([eqn: a_{ 1}], [eqn: b_{ 1}], [eqn: c_{ 1}]) 및 총요소생산성 파라미터([eqn: delta])에 더하여 요소수요 [eqn: logL], [eqn: log {K} over {L}], [eqn: log { M} over {L }]의 변화분까지 포함하게 된다. 이를 <모형 2>라 하자. 그러면 <모형 2>에서 얻어지는 U 변화의 효과는 다음과 같이 얻어진다.

[eqn: {Partial `log {Y} over {L}} over {Partial ``U} ```=```][eqn: delta]	(5)

+ [eqn: ( alpha _{1} ``logL``+`b _{1} log {K} over {L} ``+c _{1} log {M} over {L} )]

+ [eqn: (( alpha _{0} `+ alpha _{1} U) {Partial `logL} over {Partial U} `+(`b _{0} +b _{1} `U) {Partial `log {K} over {L}} over {Partial U} `+`(c _{0} +c _{1} `U) {Partial `log {M} over {L}} over {Partial U} ))]

따라서 U가 0에서 1로 바뀌는데 따른 [eqn: log {Y} over {L}] 변화의 크기는 다음과 같이 측정된다.

[eqn: TRIANGLE `log {Y} over {L} =``` delta]	(5`)

+ [eqn: ( alpha _{1} ``logL(U=1)``+`b _{1} log {K} over {L} (U=1)``+c _{1} log {M} over {L} (U=1))]

+ [eqn: ( alpha _{0} ` TRIANGLE log`L``+b _{0`} TRIANGLE log {K} over {L} `+c _{0`} TRIANGLE log` {M} over {L} )]

여기에서 [eqn: `logX(U=1)]은 U=1에서 평가된 요소수요 [eqn: `logX(X=L,`K/L,`M/L)]의 값이며, [eqn: TRIANGLE `logX]는 [eqn: logX]의 변화분, 즉 [eqn: `logX(U=1)-`logX(U=0)]의 값이다.

식 (5`)에서 첫째 줄은 ‘총요소생산성 효과’이고, 둘째 줄은 ‘요소의 효율성 효과’이며, 셋째 줄은 ‘요소수요변화 효과’를 나타낸다. 반면에 <모형 1>에서 얻어지는 U 변화의 효과는 식 (5‘)에서 마지막 줄을 제외한 첫째 줄과 둘째 줄의 합이다. <모형 2>는 식 (3)을 추정하되 위에 논의한 내생성(endogeneity)을 감안하여 [eqn: logL]의 축약식을 추정하고 거기서 얻은 예측치(fitted value)를 수단변수로 사용하여 추정한다.  <모형 2>에 의해 노동조합이 생산성에 미치는 효과는 경로별로 세분화된 추정이 가능하다.

축약식 추정에 사용되는 변수들은 다음과 같다.
[eqn: log``w,```log``r,```log``s,``U,```U`‧`log``w,``U`‧`log``r,``U`‧`log``s,```log`L _{-1} ,````log`( {K} over {L} ) _{-1} ,````log( {M} over {L} ) _{-1} ````]

<모형 2>는 임금을 외생적으로 가정하고 있다. 그러나 임금은 노동생산성에 의해 영향을 받으므로 이를 감안한다면 임금 또한 내생변수로 취급해야 할 것이다. 이제 임금은 노사협상 등을 통해 다음과 같은 형태로 결정된다고 가정하자.

[eqn: log``w`=` gamma _{0} + gamma _{1} U`+ gamma _{2} log {Y} over {L} `+ gamma _{3} `log``w _{-1}]	(6)

여기서 아래첨자 –1은 전기(time lag)를 의미한다. 식(6)은 실질임금 w가 노조의 독립적 영향력, 노동생산성 및 전년도 임금에 의해 결정됨을 의미한다. 식(6)과 식(3)의 구조식을 동시에 추정하는 모형을 <모형 3>이라 하자. 따라서 <모형 3>에서는 [eqn: logL]과 함께  [eqn: log`` {Y} over {L}]에 대한 축약식 추정도 이루어지며 거기서 얻은 예측치들을 수단변수로 사용한다.

<모형 3>의 축약식에서는 [eqn: log```w] 대신 [eqn: log```w _{-1}]이 설명변수로 포함된다.

2. 추정 자료 및 변수

본 논문에서 활용한 자료는 한국상장회사협의회의 ｢상장협데이터베이스｣(이하 TS2000)다. 본 자료는 거래소 및 코스닥 상장법인 그리고 외부감사 대상 법인들에 대한 풍부한 기업정보를 제공한다. TS2000는 1980년 이후 사업보고서에 수록된 각종 회사 현황, 지배구조, 사업 현황, 종업원 현황 등 비재무 자료와 함께 기업별 재무제표 자료로 구성되어 있다. 이 중 본 연구에서는 1990～2009년 기간 동안의 20년 자료를 활용한다.

TS2000에는 노동조합 존재 유무가 수록되어 있지 않다. 따라서 고용노동부 및 한국노동연구원의 협조를 얻어 해당 기업들에 대해 노동조합 존재 여부와 노동조합 설립연도 및 해산 연도를 찾아 연도별로 노동조합 정보를 찾아 일일이 추가하였다.

노동조합 존재 유무별 작업은 남성일(2011)의 연구에서 실시한 것으로서, 본 논문은 그 결과를 활용하였다.

1990～2009년 기간 동안 노동조합 존재 유무가 확인된 기업 수는 1,648개로서, 이들의 총 관찰치 수는 32,960개였다. 이 중에서 고용, 임금, 매출액, 자본 등 핵심 변수의 값이 누락된 관찰치를 모두 제외하는 절차를 통하니 실제 추정에 사용될 수 있는 관찰치 수는 1,278개 기업의 14,666개가 되었다. 본 자료는 unbalanced panel data 형태다. 이는 상장되었다가 중도에 상장 폐지된 기업들도 있고, 표본 기간 도중에 상장되어 정보가 그때부터 축적되기 시작한 기업들도 존재하기 때문이다(남성일, 2011, p.14).

<표 1>은 상기 분석대상 기업들의 노동조합 유무에 대한 변화 현황을 보여준다. 전체 분석대상 기업 중 2009년 현재 기준으로 72.4%는 노동조합이 설립되어 있지 않다. 나머지 27.6%는 노동조합이 존재하며, 이 중 6.2%는 과거 노동조합이 없다가 분석대상 기간의 어느 시점에 노동조합이 설립된 기업이다. 과거 노동조합이 존재하다가 해산한 기업은 없다.

<표 1> 노동조합 유무 변화별 기업 분포

(단위 : 개소, %)

전 체	비노조기업 유지	노조기업 → 비노조기업	비노조기업 → 노조기업	노조기업 유지
1,278	925	0	79	274
(100.0)	(72.4)	(0.0)	(6.2)	(21.4)
주 : ( ) 안의 수치는 전체 대비 각각의 비중임.

노동조합 변화는 1990～2009년 기간 동안 발생한 것만을 기준으로 한다. 1990년 이전 노동조합 유무 및 변화에 대해서는 고려하지 않았다.

본 논문에서 밝히고자 하는 이슈는 노동조합이 생산성에 미치는 효과를 총요소생산성 효과와 요소의 효율성 효과, 요소수요변화 효과로 세분화하는 것이다. 앞서의 추정모형 전개과정에서 필요한 변수로서, 생산(Y), 노동(L), 자본(K), 재료비(M), 임금(W), 자본의 가격(r), 원자재의 가격(s), 물가(P) 그리고 노동조합 여부(U) 관련 데이터가 필요하다. 생산량(성) 변수로는 매출액 혹은 부가가치를 사용하였다. 부가가치는 최종가치(매출액)에서 원재료비 등 중간투입가치를 차감한 지표로서 중간투입가치의 증가에 의해 최종가치가 증가하는 현상을 배제할 수 있다는 측면에서 생산성을 보다 잘 측정하는 장점이 있다. 그러나 부가가치는 정확하게 계산하기 어렵고 따라서 에러가 발생하기 쉽다는 현실적 단점이 있다. 따라서 여기서는 매출액과 부가가치를 함께 사용하여 의미 있는 차이가 있는지 보고자 하였다. 노동 변수로는 종업원 수를 사용하였다. 자본 변수로는 총자본을, 원자재로는 순수한 의미의 재료비를 도출하기 위해 손익계산서상 ‘원재료비+기초재고액-기말재고액’으로 계산하였다. 임금 변수로는 인건비를 사용하였고, 자본 가격으로는 차입금평균이자율에다 감가상각률을 더하였다. 원자재가격은 각 산업별로 생산자물가지수(2010=100)를 대리변수(proxy variable)로 사용하였다. 모든 추정 변수는 해당 연도별 소비자물가지수(2010=100)를 디플레이트해서 현재가치화하였다. 세부적인 내용은 <표 2>와 같다.

다만, 남성일(2011, p.14)에서 지적하였던 노동의 규모뿐만 아니라 유형별 구분 등에 대한 데이터의 한계에 대해서는 여전히 발생한다.

산업은 한국표준산업분류상 중분류(2-digit)를 기준으로 하였다.

실증분석에 앞서 상기 추정 변수들에 대해 기초통계를 살펴보기로 한다. 각 변수별로 평균 금액에 대해 비노조기업과 노조기업으로 나누어 제시하였다. 매출액 및 부가가치, 총자본, 재료비, 인건비 등 총량 수준에서 볼 경우, 전반적으로 노조기업들의 규모가 비노조기업보다 약 2배 정도 크다. 예컨대, 생산량 변수로서 매출액과 부가가치 규모는 노조기업이 비노조기업보다 각각 1.7배, 1.8배에 이른다. 또한 총자본 및 원자재, 인건비 등도 1.7배에서 2.2배까지 크다. 그러나 종업원 1인당 기준으로는 반대의 현상이 나타나는데, 즉 재료비를 제외하고는 오히려 노조기업보다 비노조기업의 규모가 크다. 이렇게 되는 가장 큰 이유는 노조기업의 종업원 수가 비노조기업의 종업원 수보다 2배 이상 크기 때문이다. 따라서 노조기업의 매출액, 인건비가 비노조기업보다 크지만 2배 미만이기 때문에 1인당 기준 매출액이나 인건비는 비노조기업이 더 크게 된다.

뒤에서 살펴보겠지만 노조기업의 상대적으로 낮은 1인당 매출과 1인당 인건비는 상대적 과잉고용을 시사한다고도 할 수 있다.

<표 2> 추정 변수 설명

변수명		변수 설명
생산량	Y	매출액 혹은 부가가치
노동조합 유무	U	노조더미(0=비노조기업, 1=노조기업)
노동	L	종업원 수
자본	K	총자본
원자재	M	원재료비+기초재고액-기말재고액
임금	W	인건비
자본가격	r	차입금평균이자율+감가상각률
원자재가격	s	산업별 생산자물가지수(2010=100 기준)
물가	P	소비자물가지수(2010=100 기준)

Ⅳ. 실증분석 결과

본 연구에서는 <모형 1>, <모형 2>, <모형 3>을 모두 추정한다. 또한 이들과 비교하기 위해서 베이스라인 케이스로 노조의 독립적인 영향만을 가정하는 모형도 먼저 추정하여 비교한다.

<표 3> 실증분석 대상 변수의 기초통계량

(단위: 백만원, 명)

변수명		비노조기업		노조기업
		mean	s.d.	mean	s.d.
매출액	Y	537,320.9	28,564.4	924,594.6	40,126.5
부가가치		107,265.3	7,223.4	191,411.7	9,317.9
종업원 수	L	837.5	32.9	1,772.1	69.6
총자본	K	251,961.8	18,759.6	421,204.0	21,697.9
원자재	M	98,204.2	8,325.0	216,155.6	14,098.5
인건비	W	34,176.7	2,097.1	63,367.2	2,825.4
1인당 매출액	Y/L	680.2	36.0	574.4	14.6
1인당 부가가치		108.9	9.9	101.5	1.9
1인당 총자본	K/L	621.2	50.9	267.6	4.7
1인당 원자재	M/L	105.0	15.0	118.0	4.0
1인당 인건비	W/L	39.9	2.0	35.5	0.3
N		10,136		4,530
주 : Y, K, L, M 등은 소비자물가지수로 디플레이터한 수치임.

먼저 본 연구에서 패널데이터를 사용하므로 고정효과 모형(fixed effect model)과 임의효과 모형(random effect model) 중 어느 모형이 더 적합한지를 파악하기 위해 Hausman test를 실행했다. 그 결과 모든 경우에서 두 모형이 같다는 귀무가설은 기각되었다. 따라서 이제부터는 고정효과 모형의 결과만을 제시한다.

본 연구에서는 생산성 지표로 1인당 매출액과 1인당 부가가치 지표를 사용하는데, <표 4>는 1인당 매출액 지표에 대한 각 모형의 추정 결과를 담고 있다. 맨 왼쪽은 베이스라인 모형으로 노조더미가 절편에만 들어간 경우다. 노조의 영향을 나타내는 δ의 추정치는 0.176으로 1% 수준에서 유의하다. 그리고 생산요소의 효율성 계수인 [eqn: a _{0}], [eqn: b _{0`}], [eqn: c _{0}]의 추정치는 각각 0.228, 0.270, 0.194로 모두 양(+)이며 통계적으로 유의하다.

그 다음 <모형 1)> 결과는 노조의 독립적 영향과 함께 요소의 효율성에 미치는 영향을 보여주는데, [eqn: delta]의 추정치는 0.465로 양(+)이며 베이스라인 모형보다 더 커졌지만 유의성은 없어졌다. 그리고 노동효율성 및 자본효율성 계수에 미치는 영향은 각각 -0.028 및 –0.016으로 음(-)이다. 즉, 노동조합은 노동 및 자본의 효율성을 낮추는 것으로 나타났다. 반면에 원자재 효율성에 미치는 영향은 0.008로 양(+)으로 나타났다. 그러나 이 계수들은 모두 통계적 유의성이 없어 확실하게 효율성에 영향을 미친다고 단정할 수 없다.

<표 4> 노동조합의 생산성 효과 추정 결과(종속변수: 매출액 기준)

		베이스라인 모형		<모형 1>		<모형 2>		<모형 3>
		coeff.	s.e.	coeff.	s.e.	coeff.	s.e.	coeff.	s.e.
cons.	[eqn: A]	10.265***	0.159	10.174***	0.184	9.701***	0.219	8.644***	0.214
U	[eqn: delta]	0.176***	0.032	0.465***	0.301	0.858***	0.340	1.502***	0.341
logL	[eqn: alpha _{0}]	-0.309***	0.011	-0.301***	0.012	-0.331***	0.016	-0.250***	0.017
log(K/L)	[eqn: b _{0}]	0.270***	0.006	0.275***	0.007	0.297***	0.008	0.320***	0.008
log(M/L)	[eqn: c _{0}]	0.194***	0.007	0.192***	0.008	0.218***	0.009	0.235***	0.009
U·logL	[eqn: alpha _{1}]			-0.028***	0.022	-0.033***	0.028	-0.068***	0.028
U·log(K/L)	[eqn: b _{1}]			-0.016***	0.012	-0.041***	0.013	-0.060***	0.013
U·log(M/L)	[eqn: c _{1}]			0.008***	0.014	0.005***	0.016	-0.005***	0.016
[eqn: a_{0}]		-0.228		-0.232		-0.153		-0.195
[eqn: a_{1}]				-0.019		-0.002		-0.004
N		-7,346		-7,346		-6,251		-6,251
[eqn: R^{ 2}]		-0.282		-0.282		-0.316		-0.358
주 : *는 10%, **는 5%, ***는 1*의 신뢰수준에서 유의함.

이제 노동조합이 생산성에 미치는 영향을 세분하여 살펴보자. <표 5>는 <표 4>의 추정결과와 변수들의 표본 평균값을 이용하여 노조의 생산성 효과를 요인별로 세분하여 계산한 것이다. 생산성에 미치는 효과는 제Ⅲ장의 식 (5`)에서 보인 것처럼 총요소생산성 효과, 요소효율성 효과 및 요소수요변화 효과로 나뉘어 나타나고 있다.

우선 베이스라인 모형은 생산성을 19.2% 상승시키는 것으로 나타난다. <모형 1>은 노조의 독립적 효과는 0.465만큼 증가하지만 노동효율성은 -0.182, 자본효율성은 -0.230만큼 감소하여 요소효율성 전체로는 0.304 감소하는 것으로 나타났다. 따라서 두 효과를 결합할 때 총 효과는 17.5% 증가로 나타났다. 벤치마크 모형과 비교하면 총 효과는 엇비슷하지만 세부적으로는 총요소생산성에 미치는 효과는 양(+)인 반면 요소효율성에 미치는 효과는 음(-)인 것으로 나타나고 있다.

[eqn: exp ^{0.176} `-`1=0.192]가 된다. 효과의 퍼센트 계산은 이 절차를 따른다.

<표 5> 노동조합이 생산성에 미치는 효과 요인분해(종속변수: 매출액 기준)10)

		베이스 라인	<모형 1>		<모형 2>		<모형 3>
			계산값	∑	계산값	∑	계산값	∑
총요소생산성 효과	[eqn: delta]	0.176		0.465		0.858		1.502
요소효율성 효과	[eqn: alpha _{1} *logL]		-0.183	-0.304	-0.218	-0.719	-0.446	-1.353
	[eqn: b _{1} *log(K/L)]		-0.230		-0.570		-0.843
	[eqn: c _{1} *log(M/L)]		0.109		0.069		-0.064
요소수요변화 효과	[eqn: alpha _{0`*} ` TRIANGLE l]				0.007	0.027	-4.9E-5	0.012
	[eqn: b _{0`*} ` TRIANGLE k]				0.027		0.014
	[eqn: c _{0`*} ` TRIANGLE m]				-0.007		-0.002
총효과		0.176	0.161		0.166		0.161

[eqn: TRIANGLE l= TRIANGLE logL], [eqn: TRIANGLE k`=` TRIANGLE log {K} over {L}], [eqn: TRIANGLE m=` TRIANGLE log {M} over {L}]을 나타낸다. 이하 동일하다.

<모형 1>은 노동 등 생산요소를 외생적으로 주어진 것으로 가정한 모형이다. 이제 노동수요가 내생적으로 결정되며 각 생산요소 수요가 노조에 의해 영향을 받는 <모형 2>의 결과를 보자. [eqn: delta]의 추정치는 0.858로 양(+)이며 통계적으로 유의하다. 그리고 이전 모형과 달리 자본효율성에 미치는 영향을 나타내는 [eqn: b _{1}]의 계수추정치가 -0.041이며 통계적 유의성을 갖는다. 따라서 노조로 인하여 자본효율성은 낮아짐을 알 수 있다. 다시 노조의 생산성 효과를 요인별로 세분한 <표 5>의 결과를 보면, 우선 총요소생산성 효과는 0.858로 더 커졌다. 그러나 요소효율성 효과 또한 -0.719로 부정적 효과가 더 커졌다. 이는 이전 모형과 마찬가지로 노동효율성 및 자본효율성이 모두 감소하기 때문이다. 그리고 요소량 변화의 효과 (식 (5)의 셋째 줄에 해당)는 양(+)이지만 그 크기는 0.027로 앞의 두 효과에 비하면 (절대적인 크기가) 매우 미미하다. 종합적인 효과는 18.1%만큼 생산성이 커지며 그 크기는 앞의 두 모형 결과와 크게 다르지 않다. 그러나 요인별로 보면 <모형 1>과 마찬가지로 총요소생산성 효과는 플러스이나 요소효율성 효과는 마이너스이며, 플러스 효과가 마이너스 효과를 상쇄하고 남아서 전체적으로 생산성이 증가한 것으로 해석된다.

[eqn: TRIANGLE `l], [eqn: TRIANGLE `k], [eqn: TRIANGLE `m]에 대한 값은 <부표 1>을 참조하기 바란다.

여기에서 잠시 <모형 2>의 한 부분인 각 생산요소 수요함수를 추정한 결과를 살펴보자. <표 6>의 맨 왼쪽에 있는 노동수요함수 추정결과를 보면, 대부분의 계수 추정치가 통계적으로 유의하며 이론적 예측과 부합한다. 우선 노동수요의 임금탄력성은 노조가 없을 때 -0.297로 추정된다. 그러나 노조가 있으면 임금탄력성은 -0.165로 크기가 (절댓값 기준으로) 줄어든다. 이는 노조로 인해 노동수요가 더 경직적으로 된다는 남성일(2011)의 결과와 일치한다. 그리고 자본의 가격 r의 계수 값은 유의한 수준에서 양(+)을 보여 노동과 자본이 대체관계에 있음을 알 수 있다. 이는 1인당 자본수요식의 결과와도 일치하는데 <표 6>의 둘째 칸에서 확인되는 바와 같이 임금의 상승은 1인당 자본수요를 늘리며 반면에 자본가격의 상승은 1인당 자본수요를 감소시킨다. <표 6>의 맨 오른쪽 칸에 있는 원자재 수요식의 결과는 이론과 상치하는 것처럼 보이는데, 원자재 가격의 상승이 1인당 원자재 수요를 증가시키는 것으로 나타났기 때문이다. 그런데 노동수요식 결과를 보면, 원자재 가격 상승이 노동수요를 줄이는 것으로 나온다. 따라서 원자재 가격 상승이 노동수요(L)를 줄인다면 1인당 원자재(M/L)는 늘어날 수도 있다.

그러나 추정결과를 보면 s의 1% 상승은 L을 7.5% 줄이는데 반해 M/L을 22%나 늘리는 것으로 되어 있다. 이는 M이 약 14.5% 정도 늘어나야 함의를 갖는 바 s의 상승이 M 수요를 늘린다는 결론에 이르게 되고, 이는 전통적 가격이론과는 맞지 않는다.

<표 6> 생산요소별 추정 결과

	[eqn: logL] 추정결과		[eqn: log(K/L)] 추정결과		[eqn: log(M/L)] 추정결과
	coeff.	s.e.	coeff.	s.e.	coeff.	s.e.
cons.	1.771***	0.161	3.702***	0.125	3.947***	0.205
[eqn: log``w]	-0.297***	0.009	0.162***	0.008	0.468***	0.020
[eqn: log``r]	0.034***	0.011	-0.185***	0.014	0.220***	0.041
[eqn: log``s]	-0.075***	0.023
[eqn: U]	-0.800***	0.185	0.092***	0.035	-0.031***	0.052
[eqn: U``*log``w]	0.131***	0.015
[eqn: U``*log``r]	-0.008****	0.020
[eqn: U``*log``s]	0.007***	0.033
[eqn: logL _{-1}]	0.833***	0.008
[eqn: log(K/L) _{-1}]	0.019***	0.005	0.724***	0.007
[eqn: log(M/L) _{-1}]	0.068***	0.005			0.453***	0.012
N	7,280		6,476		6,476
[eqn: R ^{2}]	0.966		0.796		0.742
주 : *는 10%, **는 5%, ***는 1*의 신뢰수준에서 유의함.

<표 6>의 결과를 토대로 노동조합으로 인한 요소수요 변화 크기를 계산해 보면, 노조는 임금탄력성을 낮추어 약 78% 정도의 과다고용을 가져올 수 있지만 노조 자체로 인해 고용을 줄이는 효과가 80% 정도 된다. 따라서 순 효과는 약 2% 정도의 고용이 감소한다. 반면에 1인당 자본에 미치는 효과는 0.092로 약 9.6%포인트 정도 1인당 자본이 늘어난다. 그리고 1인당 원자재에 미치는 효과는 마이너스이지만 통계적 유의성이 없어 제로라고 할 수 있다.

[eqn: {Partial L} over {Partial U} `=-0.800+`0.131*log`w`-0.008log`r`+0.007log`s]에서 [eqn: log``w], [eqn: log``r], [eqn: log``s]의 표본평균값을 대입하면 -0.021이라는 값을 얻는다. 통계적으로 유의미하지 않은 셋째 및 넷째 항을 무시하면 실제로는 첫째 및 둘째 항에 의해 크기가 결정된다. 참고로 [eqn: log``w]의 평균값은 5.912이다.

이제 다시 <표 4>의 결과로 돌아가서 <모형 3>의 추정 결과를 보자. <모형 3>은 노동수요와 함께 임금도 내생변수로 취급하여 추정한 결과다. 추정 결과를 보면, [eqn: c _{1}]을 제외한 모든 변수의 계수 추정치들이 1% 수준에서 유의함을 보이고 있다. 노조가 총요소생산성에 미치는 영향은 1.502로 매우 크게 나타났으며, 반면에 노동효율성에 미치는 영향은 -0.004로 작지만 유의하게 음(-)의 영향을 미치고, 자본효율성에 미치는 영향 역시 -0.060으로 효율성을 낮추는 것으로 나타났다. 원자재 효율성에 미치는 영향도 마이너스로 나타났으나 유의성은 없다.

이 결과를 바탕으로 노조의 생산성 효과를 계산해보면 <표 5>의 맨 오른쪽에 보이는 것처럼 총 효과는 0.161로 앞의 모형들 결과와 유사하다. 효과를 세분화하면, 역시 생산요소 효율성에 미치는 효과는 노동효율성 및 자본효율성의 감소로 인해 -1.353이지만 총요소생산성의 증가 효과가 1.502로 마이너스 효과를 상쇄하고 남는 것으로 나타났다.

한편 <모형 3>의 부속 결과인 임금구조식(식 (6))의 추정 결과는 <부표 2>에 있는데, 임금은 당기의 생산성 및 전기의 임금에 양(+)의 영향을 받는 것으로 나타났다. 보다 중요하게 노조 더미의 추정치는 음(-)이지만 통계적 유의성이 없는 것으로 나타났다. 즉 노조의 독립적 영향이 없음을 의미한다. 이는 노조의 플러스 임금효과를 발견한 기존 연구들(예컨대 김장호, 2008)과 다른데, 그 이유는 본 연구의 경우 노조의 영향력이 이미 생산성에 반영되어 있기 때문이 아닌가 하는 추론을 할 수 있다. 다시 말해 노조의 존재로 인해 생산성이 상승하게 되었다면 이를 통해 임금 상승이 이루어졌을 것이고 그 외에 추가적으로 노조로 인한 임금 인상은 없다고 해석할 수 있다. 다만, 본 연구의 목적이 노조의 생산성 효과 분석이므로 임금효과에 관한 이 해석은 추후 다른 연구를 통한 검증과제로 남겨둔다.

지금까지는 생산성 지표로 1인당 매출액을 사용한 추정 결과를 분석하였다. 이제 또 다른 생산성 지표로서 1인당 부가가치를 사용한 추정결과를 분석한다. <표 7>은 <표 4>와 같은 구조로서 각 모형의 부가가치 노동생산성 추정결과를 보여주고 있다. 우선 베이스라인 모형 결과를 보면 노조의 부가가치 노동생산성에 미치는 효과는 0.169로 추정되었다. 그리고 노동, 자본 및 원재료의 효율성 계수들은 각각 0.419, 0.268, 0.141로 모두 통계적으로 유의하다. 매출액 기준 노동생산성 추정결과와 비교하면 노조효과의 계수는 거의 비슷하지만 노동효율성 계수는 더 커진 것으로 나타났다. 노조의 요소효율성 효과를 추가한 <모형 1>의 결과를 보면, 노조의 독립효과는 1.455로 양(+)이며 유의하다. 그리고 원재료 효율성 효과는 –0.069로 음(-)이며 유의하다. 반면에 노동효율성 효과 및 자본효율성 효과는 유의하지 않은 것으로 나타났다.

앞에서와 마찬가지로 <표 7>의 결과를 이용하여 노조 효과를 계산한 것이 <표 8>에 있는데, <모형 1>의 결과는 생산요소 효율성 효과는 -1.275로 생산성을 하락시키지만 총요소생산성 효과가 1.455로 마이너스 효과를 상쇄하고도 남아 전체적으로는 생산성을 19.8% 상승시키는 것으로 나타난다.

<표 7> 노동조합의 생산성 효과 추정 결과(종속변수: 부가가치 기준)

		베이스라인 모형		<모형 1>		<모형 2>		<모형 3>
		coeff.	s.e.	coeff.	s.e.	coeff.	s.e.	coeff.	s.e.
cons.	[eqn: A]	8.754***	0.256	8.332***	0.295	8.139***	0.328	6.752***	0.318
U	[eqn: delta]	0.169***	0.051	1.455***	0.492	1.782***	0.521	2.409***	0.516
logL	[eqn: alpha _{0}]	-0.172***	0.018	-0.163***	0.020	-0.165***	0.025	-0.033***	0.025
log(K/L)	[eqn: b _{0}]	0.268***	0.010	0.273***	0.012	0.322***	0.013	0.351***	0.012
log(M/L)	[eqn: c _{0}]	0.141***	0.011	0.163***	0.013	0.129***	0.014	0.140***	0.014
U·logL	[eqn: alpha _{1}]			-0.025***	0.036	-0.062***	0.042	-0.111***	0.042
U·log(K/L)	[eqn: b _{1}]			-0.010***	0.020	-0.062***	0.020	-0.079***	0.020
U·log(M/L)	[eqn: c _{1}]			-0.069***	0.023	-0.028***	0.023	-0.032***	0.023
[eqn: a _{0}]		0.419		0.401		0.384		0.476
[eqn: a _{1}]				0.055		0.028		0.0004
N		7,139		7,139		6,062		6,062
[eqn: R ^{2}]		0.212		0.212		0.236		0.322
주 : *는 10%, **는 5%, ***는 1*의 신뢰수준에서 유의함.

<표 8> 노동조합이 생산성에 미치는 효과 요인분해(종속변수: 부가가치 기준)

		베이스 라인	<모형 1>		<모형 2>		<모형 3>
			계산값	∑	계산값	∑	계산값	∑
총요소생산성 효과	[eqn: delta]	0.169		1.455		1.782		2.409
요소효율성 효과	[eqn: alpha _{1} *logL]		-0.163	-1.275	-0.403	-1.659	-0.724	-2.282
	[eqn: b _{1} *log(K/L)]		-0.144		-0.868		-1.109
	[eqn: c _{1} *log(M/L)]		-0.968		-0.389		-0.448
요소수요변화 효과	[eqn: alpha _{0`*} ` TRIANGLE l]				0.007	0.029	-4.9E-5	0.013
	[eqn: b _{0`*} ` TRIANGLE k]				0.027		0.014
	[eqn: c _{0`*} ` TRIANGLE m]				-0.007		-0.002
총 효과		0.169	0.181		0.151		0.141

<모형 2>는 노동을 내생변수로 취급하는 한편 생산요소들의 요소수요 효과를 추가한 모형인데 노조의 독립적 효과는 1.782로 여전히 크게 나타났다. 그러나 <모형 1>과는 달리 자본효율성 효과는 -0.062로 음(-)이며 유의한 것으로 나타났다. 반면에 원재료효율성과 노동효율성 효과들은 유의성이 없는 것으로 나타났다. 이제 <표 8>에 나타난 것처럼 노조의 생산성 효과를 요인별로 살펴보면, 총요소생산성 효과는 1.782, 요소효율성 효과는 -1.659, 그리고 요소수요변화 효과는 0.029로 계산된다. 따라서 전체적으로는 총요소생산성 증대 효과 요소효율성 저하 효과를 상쇄하여 생산성을 16.3% 상승시키는 것으로 나타났다.

<모형 2>에 임금을 내생변수로 추가한 <모형 3>의 결과를 보면, 노조 독립적 효과는 2.409로 더 커졌다. 그리고 이제 [eqn: alpha _{ 1}] 과 [eqn: b_{ 1}] 의 추정치가 모두 음(-)이며 유의하게 나왔다. 이를 바탕으로 노조의 생산성 효과를 계산하면, <표 8>에서 보이는 것처럼 요소효율성 효과는 -2.282로 마이너스이지만 총요소생산성 효과가 2.409로 이를 상쇄하여 전체적으로는 부가가치 생산성을 15.1% 상승시키는 것으로 나타났다.

생산성 변수를 1인당 매출액으로 사용한 경우와 1인당 부가가치로 사용한 경우의 결과들을 비교하면 효과의 크기에 있어 약간의 차이를 보이지만 효과의 구조적 성격은 두 경우 모두 동일하게 나타나고 있다. 즉 노조로 인한 요소효율성 효과는 마이너스이고, 요소수요변화 효과는 거의 없다는 점, 그리고 총요소생산성의 플러스 효과가 효소효율성의 마이너스 효과보다 커서 전체적인 노조의 생산성 효과는 플러스로 나타난다는 점 등이다.

이 결과를 본 연구와 유사한 추정식을 사용한 김우식(1992)의 결과와 비교하면, 김우식(1992)은 교차항 효과를 포함했을 경우 노조의 총요소생산성 효과는 유의성이 없는 것으로 판단했으나 본 연구에서는 유의한 것으로 나타났다. 그리고 김우식(1992)은 노조는 노동효율성을 증가시키는 것으로 봤으나 본 연구에서는 감소시키는 것으로 나타났다. 그러나 두 연구 모두 노조는 자본효율성을 감소시키는 것으로 결론지은 점에서는 공통적이라고 할 수 있다.

본 연구 결과는 한국 노동조합의 기업 내 노동생산성에 미치는 영향에 대하여 어떤 함의를 주는가? 이론적으로 독점노조 모형은 노조의 생산성 효과가 마이너스일 가능성이 큰 것으로 예측한다. 반면 소통모형은 생산성 효과를 플러스로 예측한다. 본 연구 결과는 얼핏 소통모형이 한국의 데이터에서 실증적 지지를 얻은 것으로 보일 수도 있다. 그러나 이는 다소 성급한 결론일 수 있다. 왜냐하면 노동조합으로 인한 총요소생산성의 증가는 소통모형에서 주장하는 노사 간 소통과 협력에 따른 합리적 경영의 결과일 수도 있지만 Addison and Hirsh(1989)가 말하는 충격효과(shock effect)의 결과일 수도 있기 때문이다. 즉 경영층이 노동조합으로 인한 고비용 충격을 이겨내기 위해 연구개발(R&D) 등 생산성 제고방안을 적극적으로 강화했을 수도 있다. 본 연구에는 총요소생산성 증가가 소통의 결과인지 충격의 결과인지 가려낼 장치가 없으므로 결론을 유보한다. 다만 노동과 자본 등 생산요소 효율성이 노조와 함께 감소한다는 결과는 소통모형의 유효성이 아직 확실히 지지받지 못함을 시사해준다.

국내의 한 자동차업체는 경직적 노사관계로 인해 인력 전환배치가 안 되는 등 인력효율성 면에서 글로벌 경쟁업체보다 크게 뒤짐에도 강력한 R&D에 따른 고품질로 경쟁력을 강화하는 것을 예로 들 수 있다.

Ⅴ. 요약 및 결론

본 논문은 노동조합이 생산성에 미치는 효과에 대해 경로별로 세분화하여 추정하였다. 이를 위해 생산함수 모형에 근거한 생산성 추정 모형을 도출하고, TS2000의 1990～2009년 기간 동안의 20년 자료를 활용하여 실증분석을 시도하였다.

매출액 기준 생산성과 부가가치 기준 생산성 효과에 대한 실증분석 결과를 종합하면, 다음과 같은 공통점을 추출할 수 있다. 첫째, 노동조합은 노동생산성을 증대시킨다. 즉, 1인당 매출액을 약 17～18% 정도 증대시키며, 1인당 부가가치는 약 15～19% 정도 증대시킨다. 둘째, 생산성에 영향을 주는 세 가지 경로 중에서는  총요소생산성 효과가 생산성 증대를 주도한다. 셋째, 요소효율성 효과는 마이너스다. 특히 자본효율성의 마이너스 효과가 크며, 그 다음으로 노동효율성의 마이너스 효과가 크다. 넷째, 요소수요변화 효과에서 노조는 작게나마 고용을 줄인다. 반면에 노조는 1인당 자본을 늘리게 한다.  다섯째, 요소수요변화에 의한 생산성 효과는 양(+)이지만 그 크기는 1～2% 정도로 아주 작다.

이상의 주요 발견들이 갖는 함의는 무엇인가? ‘노동조합이 전체적으로 생산성을 증대시키며, 그 주요 경로는 총요소생산성을 높임으로써’라는 발견은 소통모형(voice/response model)의 유효성을 입증하는 것처럼 보인다. Freeman and Medoff(1984)가 예측하는 것처럼 노동조합과 경영의 소통이 원활해짐에 따라 합리성에 바탕을 한 경영이 이루어지고 이로 인해 X-비효율성(X-inefficiency)이 줄어들면 총요소생산성은 증가할 것이다. 그러나 총요소생산성 증가는 기술혁신 등을 통해서도 일어난다. 만일 노동조합으로 인해 비용 상승 압박을 받는다면 경영자는 기술혁신을 통해 이를 극복하고자 할 수 있으며, 결과적으로 총요소생산성이 증가할 수 있다. 한편 요소효율성 효과가 마이너스로 나온 것은 소통모형보다 독점모형(monopoly model)의 유효성을 입증하는 것일 수 있다. 노조가 경직적인 작업규칙 등을 고집한다면 노동효율성과 자본효율성은 모두 감소할 것이다. 마지막으로 1인당 자본이 커지는 것은 Freeman and Medoff(1984)의 예측과 일치한다. 그러나 생산성에 미치는 영향은 상대적으로 미미한 것으로 나타난다. 요약컨대 전체적으로 긍정적 효과와 부정적 효과가 공존하고 있고 긍정적 효과가 부정적 효과보다 좀 더 큰 것으로 보인다.

본 논문은 모형과 자료의 두 가지 측면에서 기존 동일 주제 연구들보다 진일보하였다고 판단한다. 우선은 기업 패널데이터를 활용함으로써 기존 횡단면 자료 및 시계열 자료만을 사용하는 데서 발생하는 문제점을 일부 개선하였다는 점이다. 다음으로 노동조합이 생산성에 미치는 효과에 대해 세 가지 경로, 즉, 총요소생산성 효과와 요소효율성 효과, 요소수요변화 효과로 세분화하여 분석하였다는 점이다. 주지하다시피 이 분야에 대해 많지 않은 국내의 연구들조차도 대다수가 노조가 생산성에 미치는 직접 효과인 총요소생산성 효과만을 분석하였다. 하지만 여전히 몇 가지의 한계점은 해소하지 못했음을 자인하는 바이다. 그 중에서도 데이터의 한계를 논하지 않을 수 없는데, 남성일(2011, p.14)에서 지적하였던 노동의 양적 규모뿐만 아니라 질적 수준 등에 대해 고려할 수 없었다. 즉, 노동조합의 성격이 기업마다 다를 것이고 근로자의 특성들도 다를 것인데, 이러한 다양한 특성을 추정모형에서는 반영할 수가 없었다. 또한 기업의 생산성 변화에 영향을 미칠 수 있는 변수들을 고려하지 못했다. 예컨대, 기술변화는 기업 생산성에 절대적인 영향을 미칠 것이다. 지식기반산업이 점차 확대되고 있는 1990년대 말 이후는 더욱 그러할진대, 현행 통계로는 대리변수조차 찾기가 불가능하다. 이와 같은 한계점들은 추후 연구과제로 돌린다.

참고문헌

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<부표 1> 추정식별 요소수요변화 크기

		베이스라인	<모형 1>	<모형 2>	<모형 3>
요소수요변화 크기 (<표 5>와 연계)	[eqn: TRIANGLE `l]	-	-	-0.020	-0.0002
	[eqn: TRIANGLE `k]	-	-	-0.092	-0.0440
	[eqn: TRIANGLE `m]	-	-	-0.031	-0.0080
요소수요변화 크기 (<표 8>와 연계)	[eqn: TRIANGLE `l]	-	-	-0.020	-0.00020
	[eqn: TRIANGLE `k]	-	-	-0.092	-0.0480
	[eqn: TRIANGLE `m]	-	-	-0.031	-0.0260

<부표 2> 임금수준(wage level) 구조식 추정 결과
ㆍ추정식 : [eqn: log`w`=` gamma _{0} + gamma _{1} U`+ gamma _{2} log {Y} over {L} `+ gamma _{3} log`w _{-1}]

		coeff.	s.e.
cons.	[eqn: gamma _{0}]	-0.331***	0.207
[eqn: U]	[eqn: gamma _{1}]	-0.041***	0.039
[eqn: log(Y/L)]	[eqn: gamma _{2}]	-0.270***	0.017
[eqn: log``w _{-1}]	[eqn: gamma _{3}]	-0.257***	0.017
N		7,279
[eqn: R ^{2}]		0.380
주 : *는 10%, **는 5%, ***는 1*의 신뢰수준에서 유의함.

abstract

Does Labor Union Enhance Productivity of Firm?

- Decomposition of Productivity Effects -

Sung Il Nam․Jae Sik Jun

This paper decomposes and estimates the effect of labor union on productivity of  firm utilizing a Korean panel data. The labor union's productivity effects have been decomposed into three types: total factor productivity effect, factor efficiency effect and factor demand change effect. For this purpose, a productivity model based on Cobb-Douglas production function has been developed and estimated. 20 years spell (1990~2009) of data from ｢TS2000｣ of 'Korea Listed Companies Association' have been linked into panel data and used. 14,666 observations of 1,278 companies have been used as a form of unbalanced panel data for the empirical analyses.

The results are following: First, it has been found that labor union decreases the efficiency of factor usage. Especially, the decrease in efficiency of capital has been significant, followed by the decrease in efficiency of labor. Secondly however, the total productivity effect of labor union has been found to be positive and outweigh the negative factor efficiency effect, thus, makes the overall labor union effect to be positive and significant. Third, the overall positive labor union effect on sales per person has been measured to be about 17~18 percent and the effect on value adder per person to be about 15~19 percent.

Keywords: Labor Union, Productivity, Total Factor Productivity, Factor Efficiency Effect, Factor Demand Effect