패널데이터를 이용한 정규직과 비정규직의 노동조합 가입의향...

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｢산업노동연구｣

19권 2호, 2013; 127~159

1)

패널데이터를 이용한 정규직과 비정규직의

노동조합 가입의향 결정요인

문 영 만*

본 연구는 한국노동패널데이터(6차~13차)를 병합하여 정규직과 비정규직의 노조가입의

향 결정요인에 대해 ‘패널 로짓 확률효과 모형’을 사용하여 분석하였다. 종속변수인 노조가입

의향에 대해 정규직은 성별, 연령, 사업체 규모, 임금, 직무만족도, 노조만족도, 이직의사,

직종(생산기능직) 등의 변수가 통계적으로 유의미한 영향을 미쳤으며, 비정규직은 연령,

학력(대학원졸), 사업체규모, 고용안정, 노조만족도, 이직의사, 직종(생산기능직) 등의 변수가

유의미한 영향을 미쳤다. 연령, 사업체규모, 노조만족도, 이직의사, 직종(생산기능직) 변수는

고용형태와 관계없이 정규직과 비정규직 모두에서 노조가입의향에 통계적으로 유의미한

영향을 미치는 반면, 성별, 임금, 학력, 고용안정성 변수는 고용형태에 따라 다르게 영향을

미치는 것으로 나타났다.

그리고 각 변수별로 노조가입의향에 어느 정도 영향을 미치는 지를 살펴보기 위해 승산비를

분석한 결과, 정규직은 노조만족도(3.2배), 이직의사(1.9배), 성별(1.5배), 사업체규모(대기업

1.5배, 중기업 1.3배) 순으로 영향을 미쳤으며, 비정규직은 노조만족도(3.6배), 사업체규모(대

기업 3.0배, 중기업 2.0배), 이직의사(1.9배), 직종(생산기능직 1.8배) 순으로 영향을 미쳤다.

따라서 비노조원의 노조가입의향을 높이기 위해서는 최우선적으로 노조만족도를 높일 필요가

있으며, 정규직과 비정규직의 고용형태별 특성을 고려할 필요가 있다.

또한 노조가입률이 지속적으로 하락하고 있으나 비노조원의 24%가 노조가입의향이 있는

것으로 분석되었다. 이러한 잠재된 수요를 노조가입으로 연결시키기 위해서는 노조가 없는

사업장에 노조를 적극적으로 공급함과 더불어 정규직노조의 가입범위를 비정규직까지 확장할

필요가 있다.

주제어: 노조가입의향, 정규직, 비정규직, 노조가입률, 패널 로짓 확률효과

* 부경대학교 인적자원개발노동연구소 연구위원, [email protected]

초고접수 2013. 9. 21, 심사결과 10. 21, 수정원고 접수 10. 24, 게재결정 10. 25

산업노동연구 19권 2호

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I. 머리말

한국의 노조가입률이 지속적으로 하락하고 있다. 한국의 노조가입률은 1989년

18.6%를 정점으로 매년 지속적으로 하락하여 2013년 현재 11%를 기록하고 있다. 노

조가입률 하락은 한국뿐만 아니라 세계 주요선진국가의 일반적 추세이다. OECD국

가의 평균 노조가입률을 분석해본 결과, 지난 50년 동안(1960년~2010년) 약 16.5%P

정도 감소한 것으로 분석되었다1). 대부분의 OECD국가에서 노조가입률이 하락했으

며, 심지어 노조가입률이 가장 높은 북유럽 국가들(스웨덴, 핀란드, 덴마크)도 1990년

도 이후부터서는 노조가입률이 하락한 것으로 분석되었다(<표 2>참조).

노조가입률이 지속적으로 감소하면서 외국의 경우 노조가입률 하락의 원인을 밝

히기 위한 연구(Bain & Elias, 1985; Windolf & Haas, 1989; Farber & Krueger, 1993;

Riley, 1997; Schnabel & Wagner, 2005)가 활발하게 이루어지고 있다. 하지만 한국의

경우는 이와 관련된 연구가 거의 이루어지지 않고 있으며, 일부 연구자들(홍성우,

1996; 김유선, 2002; 윤진호, 2005; 이시균･김정우, 2007)에 의해 이루어진 연구 또한

특정 시점을 연구한 횡단면 분석이 대부분이다. 횡단면 분석을 통해 특정시점의 노

조가입률에 영향을 미치는 요인을 밝혀내는 것도 중요하지만, 그보다는 장기간에 걸

쳐 지속적으로 하락하고 있는 구조적인 요인을 밝혀내는 것도 필요하다. 또한 노조

가입(또는 노조 가입의사)에 영향을 미치는 요인은 인구학적 특성 및 인적자본, 사업

체 및 산업･직종특성, 객관적 근로조건 등 다양한 요인들이 있지만, 심리학적 요인

(직무만족도 등)도 크게 작용하고 있다(Wheeler & McClendon, 1991; Charlwood,

2002). 하지만 그동안의 연구는 노조가입의향의 결정요인을 분석하는 데 있어 객관

적 근로조건(임금, 근로시간 등)에 비해 심리학적 요인에 대해서는 다소 간과되었다.

그리고 한국의 노동시장에서 가장 심각한 문제가 비정규직의 증가이다. 2013년 현

재 전체 노동자의 46.1%(김유선, 2013)가 비정규직이다. 고용형태별 노조가입률을 살

펴보면, 정규직은 14%이고, 비정규직은 1.7%에 불과하다2) 이렇듯 같은 임금노동자

1) OECD 33개 국가의 평균 노조 조직률은 1960년도 34.1%에서 2010년 17.6%로 평균 16.5%P

정도 하락했다(http://stats.oecd.org).

2) 고용노동부가 2013년 5월에 발표한『2012년 고용형태별 근로실태조사』에 따르면, 한국의

패널데이터를 이용한 정규직과 비정규직의 노동조합 가입의향 결정요인

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라 하더라도 고용형태에 따라 노조가입률은 크게 차이가 나고 있다. 하지만 그동안

의 연구는 고용형태를 고려하지 않고 임금노동자 일반을 대상으로 분석이 이루어졌다.

따라서 본 연구의 내용은 첫째, 한국노동패널데이터 5개년도 자료(9차~13차)를 병

합(merge)하여 패널 회귀분석(Panel logit)을 통해 노조가입의향에 영향을 미치는 요

인을 추정할 것이다. 둘째, 노조 가입의향에 영향을 미치는 변수의 경우 인구학적 특

성 및 인적자본, 사업체 및 산업･직종특성, 객관적 근로조건 그리고 심리적요인들(직

무만족도, 노조만족도, 생활만족도, 사회경제적 지위향상가능성)도 함께 분석할 것이

다. 셋째, 분석대상에 있어 전체 임금노동자뿐만 아니라 고용형태에 따라 정규직과

비정규직을 구분하여 각각의 노조가입의향의 결정요인을 분석할 것이다. 그리고 본

연구의 주요 목적인 노조가입의사 결정요인 분석에 앞서, 지난 50년(1960년~2010년)

동안의 OECD국가의 노조가입률 추이도 함께 살펴볼 것이며, 고용형태에 따른 노조

가입의향의 추이가 시기별로 어떻게 차이가 나는지도 함께 분석할 것이다.

노동조합은 생산의 주체인 노동자들의 대표기관으로서 집단적 노사관계에서 중심

적 역할을 수행하는 기관이다. 노조가입률 하락은 노동조합의 영향력 감소와 더불어

대표성 문제를 초래해 노동자들의 권익보호라는 노동조합의 중요한 기능이 축소되

고, 이는 노동자들의 사회･경제적 지위하락으로 귀결 될 것이다. 또한 집단적 노사관

계가 원활하게 작동하기 위해서는 노사 간의 힘의 균형이 필요하다. 노조가입률의

지속적인 하락으로 노사 간의 힘의 균형이 무너지면 노사갈등이 증폭되고 사회적 비

용의 증가로 나타날 것이다. 이렇듯 노동조합의 가입률은 향후 노사관계의 균형 발

전방향에 매우 중요한 문제이다. 따라서 본 연구의 목적은 노조 가입의향에 영향을

미치는 요인들에 대해 실증분석을 통해 보다 구체적으로 밝혀냄으로써 노조가입률

향상과 노사관계의 균형적인 발전에 기여하는데 그 목적이 있다. 본 논문의 구성은

제Ⅱ장에서는 선행연구와 OECD국가의 지난 50년 동안의 노조가입률 추이를 분석할

것이며, 제Ⅲ장에서는 분석자료 및 기초통계 그리고 사용변수와 분석모형을 설명할

것이다. 제Ⅳ장에서는 분석결과를 설명하고, 제Ⅴ장에서는 결과 및 정책적 시사점을

정리할 것이다.

전체 노조가입률은 11%이고, 이중 정규직은 14%, 비정규직은 1.7%로 나타나 무려 12.3%P

차이가 있다.


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Ⅱ. 이론적 배경과 OECD국가의 노조가입률 추이

1. 이론적 배경

1) 선행연구

노조가입의향을 결정하는 이론은 기대효용 이론, 정치･이념적 이론, 부조화 이론

등 크게 세 가지로 나눌 수 있다. 기대효용 이론은 전통적인 경제학적 접근 이론으

로, 합리적으로 행동하는 개별 노동자는 노조에 가입(노조원)함으로써 얻어지는 효용

이 노조에 가입하지 않을 때(비노조원)보다 클 경우 노동조합에 가입한다는 이론이

다. 즉 노조 가입에 따른 비용과 편익을 비교하여 비용보다 편익이 크다고 판단될

경우에 노조에 가입한다는 것이다. 정치･이념적 이론은 노동자들이 노조가입을 결정

할 때는 경제적 실리주의에 근거하지 않고 개인의 정치적･이념적 신념에 의해 결정

한다는 이론이다. 그리고 부조화 이론은 사회 심리학적 접근이론으로 노동자들이 현

재의 근로조건(임금, 직무불만족 등)과 바람직한 근로조건 사이의 부조화를 인식하고

그것을 해결하기 위해 노조에 가입한다는 이론이다. 이 이론은 인지부조화론

(cognitive dissonance)에 이론적 기초를 두고 있으며, 직무불만족과 노조의 도구성이

라는 두 가지 개념을 사용하고 있다. 즉 직무불만족 등이 노조가입의 촉발요인이기

는 하지만 그것만으로는 노조가입의 충분조건을 구성하지 못하며, 노조가입이 현실

화되기 위해서는 노조의 수단성이 필요하다고 본다(노용진･박우성, 2007).

노조가입의향 결정요인에 관한 국내 선행연구로는 홍성우(1996), 조우현･유경준

(1997), 나인강･이영면(2001), 김유선(2002), 신은종(2005), 노용진･박우성(2007), 이시

균･김정우(2007) 등이 있으며, 구체적인 내용은 <표 1>과 같다. 선행연구 분석결과를

살펴보면 각 연구자가 사용한 자료와 연구방법에 따라 다소 차이는 있으나, 대체적

으로 인적특성 변수인 연령은 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 미치고, 결혼상태

변수는 기혼자더미 변수가 정(+)의 영향을 미친다. 즉 나이가 많을수록 노조가입의향

이 낮고, 미혼자에 비해 기혼자의 노조가입의향이 더 높다고 할 수 있다. 기업체 특

성 및 산업･직종 변수의 경우는, 기업규모가 클수록 노조가입의향이 높고, 직종변수


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의 경우 기능직과 조립공 등 생산직이 상대적으로 노조가입의향이 높다.

객관적 근로조건(임금, 노동시간 등)과 주관적 만족도(직무만족도, 노조 수단성,

장래성 및 사회경제적 지위향상 가능성 등) 변수의 경우는 임금 등 객관적 근로조건

변수는 유의미하지 않는 것으로 분석된 반면, 심리적 요인인 주관적 만족도 변수는

통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 직무만족도 변수는 분석결

과가 상반(정, 부)되기는 하지만 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났

으며, 노조 수단성과 장래성 변수의 경우도 통계적으로 유의미한 정(+)의 영향을

미치는 것으로 나타났다.

노조가입의향 결정요인에 관한 외국 선행연구로는 Bain & Elias(1985), Windolf &

Haas(1989;), Farber & Krueger(1993), Charlwood(2002), Schnabel & Wagner(2005)

Alex Bryson & Rafael Gomez(2005) 등이 있다. 외국의 선행연구를 분석한

Schnabel(2003)의 연구에 의하면, 영국, 미국, 독일에 대한 기존연구에서 노조 가입에

유의미한 영향을 미치는 변수는 성별(+남/-여), 경력(+높음/-낮음), 직종(+생산직/-사무

직), 고용형태(+전일제/-시간제), 기업형태(+공기업/-사기업), 기업규모(+크다/-작다) 등

인 것으로 분석되었다. 즉 여성보다는 남성이, 경력이 짧은 노동자보다는 긴 노동자

가, 사무직보다는 생산직 노동자가 상대적으로 더 노조가입의향이 더 크게 나타났다

는 것이다.

이상의 선행연구를 종합하면, 각 연구자가 사용한 변수는 인구학적 특성 및 인적

자본(성, 연령, 결혼상태, 학력, 근속년수 등), 사업체 및 산업･직종특성(기업규모, 기

업형태, 산업, 직종), 객관적 근로조건(임금, 노동시간, 고용안정), 주관적 만족도(직무

만족도, 노조의 수단성, 사회경제적 지위향상 가능성) 등의 변수를 사용했으며, 분석

방법은 프로빗 모형과 로짓 모형을 사용하였다. 기존 연구의 경우 실증분석을 통해

노조가입의향에 영향을 미치는 요인을 밝혀냈다는 측면에서 중요한 의의를 가진다.

하지만 각 연구자가 사용한 자료와 분석방법에 따라 추정결과가 다소 차이가 나고

있으며, 대부분의 연구가 종단연구가 아닌 특정 시점을 연구한 횡단면 분석에 그치

고 있다는 점에서 한계가 있다.


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연구자 분석자료 분석방법 종속변수 설명변수(유의미)

홍성우

(1996)

광주지역노동자(제

조업 중심)Probit

노조 가

입의향

한국노총(-*), 민주노총, 노조원(+**), 노조성과,

임금, 노동시간, 산업안전(-**), 학력(-***), 직종

조우현･유경

준(1997)

대우경제연구소의

한국가구패널(정규

직 중심)

Probit노조 가

입의향

임금격차, 학력, 경력, 결혼, 6대 도시거주, 기업

규모(-중소기업더미***), 공무원(-***), 공기업,

직장안정만족도, 업무내용만족도, 근무환경만족

도, 장래성만족도(+*), 산업더미(+고임서비스더미

**), 가구소득 및 생계비격차(-*)

나인강･이영

면(2001)

대우패널(1993년도

자료)Probit

노조 가

입성향

노조더미, 성별(+**), 결혼, 자가주택, 가장더미,

교육(+전문대졸**, +대졸**), 지역(+서울지역

**,+5대도시*), 기업규모(+대기업**), 산업(+제조

업*,+건설업*, +금융업**) 연령

김유선

(2002)

한국노동패널

(3차년도)Logit

노조 가

입의향

성, 연령(-***), 학력(+*), 산업(-공공서비스더미

*), 기업규모(+***), 기업형태(-정부기관*), 고용

형태(-임시일용직***), 직종, 직무만족도(-**), 사

회경제지위(+*)

신은종

(2005)

경제활동인구조사

(2004)Probit

노조 가

입성향

임금(+*), 산업별조직률(+***), 직무만족도(+***),

연령(-***), 여성, 가구주, 기혼(-*), 교육(-**), 경

력(+***)

노용진･박우

성(2007)

한국노동패널

(8차년도)

Ordered

Logit

노조

가입의향

성, 연령, 결혼(+기혼**, +이별**), 근속(+**), 학

력, 직무만족(-***), 노조 수단성(+***), 이직의

사, 임금, 노조이미지(-*), 노조활동억제, 정치적

태도, 사회적 태도, 노조경험, 직종, 기업규모,

기업형태(+외국인회사**)

이시균･김정

우(2007)

한국노동패널

(8차년도)Probit

노조 가

입의향

성, 가구주여부(+**), 배우자여부(+**), 연령

(-***), 교육, 근속, 산업(+생산자서비스업**), 직

종(-농림어업숙련직*, +기능직***, +조립공***),

기업규모(-중소기업***) 기업형태, 비정규직여부,

임금, 부가급여적용여부(-***), 퇴직금여부, 직무

만족도(+***), 노조유무(+***).

주: * p<0.1; ** p<0.05; *** p<0.01

<표 1> 노조 가입의향 결정요인에 한 선행연구

2) 비정규직 개념

비정규직은 정규직에 대한 상대적인 개념으로 고용관계가 사회의 통상적인 기준

에서 벗어나 있음을 의미하는 용어로서 정규직과 달리 고용이 불안정하고, 임금과

복지 등 각종 근로조건이 열악한 노동을 가리키는 개념으로 사용되어왔다. 그러나


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최근 각 연구자들의 관점에 따라 비정규(非正規; irregular), 비전형(非典形; atypical),

비정형(非定型; amorphous), 불안정노동(不安定; precarious worker) 등으로 다양하게

사용되고 있다(심상완, 1999; 이병훈･윤정향, 2001; 최경수, 2001; 정이환, 2003;

Polivka, 1996).

비정규직에 대한 개념은 국제적으로도 통일된 정의는 없으며, 각 나라의 역사와

처해진 조건에 따라 다양하게 사용하고 있다. 그러나 크게 보면 ‘고용형태’와 ‘노동

조건에 의한 정의’로 나눌 수 있다. 첫째, ‘고용형태와 관련된 정의’는 고용의 안정

성과 관련되어 있다. 정규직노동자는 고용관계가 그 사회의 통상적인 조건에 부합하

는 노동자를 가리킨다. 즉 근로시간의 경우 전일제(full-time)로 일하고, 근로계약은

기간을 정하지 않은 근로계약을 체결하여 정당한 이유가 없는 한 해고할 수 없고,

고용과 사용이 분리되지 않고 해당기업에 직접고용 되어 있어 고용이 안정된 노동자

를 말한다. 반면 비정규직노동자는 그 사회의 통상적 고용형태에서 벗어난 노동자로

서 정규직에 비해 노동시간과 고용계약기간이 짧고, 고용과 사용이 분리되어 있어

고용이 불안정한 노동자를 말한다.

둘째, ‘임금과 근로조건에 의한 정의’이다. 정규직노동자는 그 사회에서 보편적으

로 적용되는 노동관련 법이나 제도 그리고 사회보험 등 각종 복지 혜택을 제공받고

있는 노동자로서 상대적으로 임금과 근로조건이 양호한 노동자이다. 그러나 비정규

직노동자는 그 사회에서 보편적으로 적용되는 법과 제도 그리고 각종 사회복지로부

터 소외된 노동자로서 정규직에 비해 상대적으로 임금과 근로조건이 열악한 노동자

라고 정의할 수 있다(문영만, 2013).

한국노동패널의 경우 고용형태(정규직/비정규직) 변수의 측정을 응답자의 주관적 인

식에 따른 ‘자기 선언적 규정’에 의해 측정하고 있다. 본 연구에서도 한국노동패널의

주관적 인식에 따른 자기 선언적 고용형태 변수를 그대로 사용하였다. 비정규직의 개

념에 따라 보다 정확하게 비정규직을 구분하여 사용할 필요가 있지만, 본 연구의 목적

이 비정규직의 규모 추정에 있지 않고 노조가입의향을 분석하는데 있기 때문이다. 본

연구의 주요 변수인 노조가입의향 변수 또한 응답자의 주관적 판단에 따른 결과이기

때문에 자기 선언적 규정에 의한 비정규직 변수를 사용하는 것이 더 적절할 수 있다는

판단에서 한국노동패널의 자기 선언적 고용형태 변수를 그대로 사용하였다.


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2. OECD국가 노조가입률 추이

1) OECD국가의 노조가입률 추이

<표 2>와 <그림 1>은 한국을 비롯한 OECD국가의 노조가입률 추이를 나타낸 것

이다. 지난 50년 동안(1960년~2010년)의 노조가입률 추이를 살펴보면, 한국의 경우

1960년도 9.3%에서 1990년도 17.2%까지 상승했으나, 그 이후 점차적으로 하락하여

2010년도 기준 9.7%를 기록하고 있다. 한국의 노조가입률은 1989년도에 가장 높게

(18.6%) 나타나고 있는데, 이는 1987년 7월~9월에 있었던 노동자 대투쟁으로 민주노

조가 대규모로 설립되었기 때문이다. 하지만 1990년도 이후 노조가입률이 지속적으

로 하락하여 2013년 현재 노동자 10명중 1명만이 노조에 가입되어 있다.

OECD 33개 국가의 평균 노조가입률 추이를 살펴보면, 1960년(34.1%)부터 1975년

(34.7%)까지는 약간 상승하였으나, 1980년도 이후 지속적으로 하락하고 있다. 지난 50

여 년간(1960년~2010년)의 노조가입률 하락폭은 16.5%P이고, 노조가입률이 가장 높았

던 1975년도 대비 2010년도 하락폭은 17.1%P 이다. OECD의 주요 국가를 시장경제를

강조하는 영미형과 조정시장경제를 채택하고 있는 유럽대륙형, 조정시장경제와 중앙집

권적 노조형태를 갖고 있는 북유럽형으로 구분하여 살펴 본 결과, 영미형은 1960년도

대비 16%P 감소하였고, 유럽대륙형은 9.0%P 하락하였으나, 북유럽형은 10.2%P 증가

했다. 하지만 북유럽형의 경우도 1990년도를 정점으로 점차 하락하고 있다.

<그림 1> OECD국가 유형별 노조가입률 추이


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구분 1960 1965 1970 1975 1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

영

미

형

미국 30.9 28.2 27.4 25.3 22.1 17.4 15.5 14.3 12.9 12.0 11.4

영국 38.8 38.7 43.0 42.0 49.7 44.2 38.1 33.1 30.2 28.4 26.4

캐나다 29.2 26.7 31.0 34.3 34.0 35.3 34.0 33.7 28.3 27.8 27.4

호주 50.2 47.9 44.2 50.1 48.5 45.5 39.6 32.1 24.5 21.9 18.1

일본 32.3 35.3 35.1 34.5 31.1 28.8 25.4 24.0 21.5 18.8 18.3

평균 36.3 35.3 36.1 37.2 37.1 34.2 30.5 27.4 23.5 21.8 20.3

유

럽

대

륙

형

독일 34.7 32.9 32.0 34.6 34.9 34.7 31.2 29.2 24.6 21.7 18.6

프랑스 19.6 19.5 21.7 22.2 18.3 13.6 9.8 8.7 8.0 7.7 7.8

오스트리아 67.9 66.2 62.8 59.0 56.7 51.6 46.9 41.1 36.6 33.3 28.4

이탈리아 24.7 25.5 37.0 48.0 49.6 42.5 38.8 38.1 34.8 33.6 35.5

벨기에 39.3 37.8 39.9 49.1 51.3 49.7 51.1 52.8 49.5 52.9 50.6

평균 37.2 36.4 38.7 42.6 42.1 38.4 35.6 34.0 30.7 29.8 28.2

북

유

럽

형

스웨덴 72.1 66.3 67.7 74.5 78.0 81.3 80.0 83.1 79.1 76.5 68.2

덴마크 56.9 58.2 60.3 68.9 78.6 78.2 75.3 77.0 74.2 71.7 68.5

필란드 31.9 38.3 51.3 65.3 69.4 69.1 72.5 80.4 75.0 72.4 70.0

노르웨이 60.0 59.0 56.8 53.8 58.3 57.5 58.5 57.3 54.4 54.9 54.8

평균 55.2 55.5 59.0 65.6 71.1 71.5 71.6 74.5 70.7 68.9 65.4

한국 9.3 11.6 12.6 15.8 14.7 12.4 17.2 12.5 11.4 9.9 9.7

OECD 평균b) 34.1 33.1 34.0 34.7 33.3 29.2 26.1 23.3 20.2 18.8 17.6

주: a) 자료는 http://stats.oecd.org(검색일 2013.8.16.), 필자 재구성.

b) OECD평균은 33개국의 평균임. 한국의 1960년 노조가입률은 1963년 기준임.

<표 2> OECD국가의 노조가입률 추이

(단위: %)

2) 한국의 고용형태별 노조가입률 추이

<표 3>과 <그림 2>는 고용노동부의 『고용형태별근로실태조사』를 사용하여, 한

국의 각 연도별(2006년~2012년) 노조가입률 추이를 분석한 것이다. 평균 노조가입률

은 11.0%~13.7%로 임금노동자 10명중 1명 정도가 노조에 가입되어 있다. 고용형태

별로는 정규직은 14.0%~16.8%가 노조에 가입해 있고, 비정규직은 1.5%~2.9%만이 노

조에 가입되어 있다. 이러한 노조가입률은 OECD국가의 평균 노조가입률에 비해 매

우 낮은 편이며3), 특히 임금과 근로조건이 상대적으로 열악한 비정규직의 노조가입

률은 정규직에 비해 매우 낮으며, 2009년 이후 노조가입률이 약간 하락하고 있다.


－ 136－

그리고 한국노동패널 원시자료를 통해 고용형태별 노조가입률을 분석한 결과4), 노

동부의 『고용형태별근로실태조사』에 비해 약간 낮긴 하지만 그 추이는 비슷하게

나왔다.

2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012

정규직16.7

(14.5)

14.8

(14.0)

15.6

(14.0)

16.8

(15.3)

14.8

(13.5)14.4 14.0

비정규직2.3

(2.3)

2.5

(2.4)

2.9

(1.6)

2.0

(1.6)

1.5

(1.2)1.5 1.7

전체13.7

(10.8)

12.3

(10.5)

12.9

(10.2)

13.2

(10.8)

11.6

(9.3)11.1 11.0

<표 3> 고용형태별 노동조합 가입률

(단위: %)

자료: 노동부 『고용형태별근로실태조사』 각 년도. ( )한국노동패널데이터 원시자료

<그림 2> 고용형태별 노동조합 가입률 추이

자료: 노동부 『고용형태별근로실태조사』 각 년도

3) 같은 기간의 OECD 33개국의 평균 노조가입률은 2006년 18.1%, 2007년 18.0%, 2008년

17.8%, 2009년 17.9%, 2010년 17.6% 이다(http://stats.oecd.org).

4) 노조 가입률 추이는 각 연도별 횡단면 가중치를 사용했다. 이하 모든 분석은 횡단면 분석에

서는 횡단면 가중치를, 종단면 분석에서는 종단면 가중치를 사용하였다.


－ 137－

Ⅲ. 연구방법

1. 연구자료

본 연구의 분석 자료는 한국노동패널데이터(KLIPS)의 9차년도(2006년)~13차년도

(2010년) 기간의 5개년도 자료를 병합(merge)하여 사용하였다. 한국노동패널은 1998

년부터 전국 도시지역에 거주하고 있는 5000가구를 대상으로 매년 조사하고 있으며,

2013년도 현재 13차년도 자료까지 공개하고 있다. 본 연구의 주요변수인 ‘노동조합

가입의향’과 관련된 변수의 경우, 3차년도~8차년도의 조사에서는 노동조합이 있는

경우에만 노조가입여부를 질문하고, 노동조합이 없거나 모르는 경우에만 노조가입의

향을 질문했다. 하지만 9차년도 이후 조사부터서는 노조 유무와 상관없이 가입여부

를 질문하고, 노조가 있더라도 비노조원인 경우에는 가입의향을 질문(문 20-4)하였다.

따라서 본 연구에서는 조사문항의 일관성을 유지하고 보다 효율적인 추정을 위해

9차년도 이후 자료를 병합하여 사용하였다. 한국노동패널은 각 개인의 미관측 이질

성 등을 통제할 수 있는 패널자료의 장점을 가지고 있을 뿐만 아니라 노동조합 가입

의향, 임금 및 근로조건, 주관적 만족도(직무만족도 등)등 다양한 정보를 포함하고

있어 보다 심층적인 연구를 할 수 있다.

본 연구의 분석대상은 임금노동자 중 정규직과 비정규직이다. 전체 분석대상자는

23,402명이며, 이 중 정규직은 15,726명(67.2%)이고 비정규직은 7,767명(32.8%)이다.

기술통계는 <표 4>와 같다.

2. 분석대상의 기초통계

<표 4>는 분석대상의 고용형태별 기초통계이다. 성별에 따른 비정규직의 비중을

살펴보면, 남성(26.6%)에 비해 여성(42.3%)의 비정규직 비율이 높다. 결혼상태에 따

른 비정규직의 비중은 미혼(28.1%)이 가장 낮고 이혼, 사별 등으로 배우자가 없는

기혼자(59.7%)가 가장 높게 나타났다. 학력별로는 학력이 낮을수록 비정규직의 비중


－ 138－

이 높으며, 특히 중졸이하는 비정규직 비중(64.6%)이 정규직(35.3%)보다 더 높게 나

타났다.

구분고용형태

전체정규직 비정규직

성별남성 10,402(73.4) 3,775(26.6) 14,177(100)

여성 5,324(57.7) 3,901(42.3) 9,225(100)

결혼상태

미혼 4,243(71.9) 1,661(28.1) 5,904(100)

기혼유배우자 10,728(68.7) 4,896(31.3) 15,624(100)

기타(이혼/별거/사망) 755(40.3) 1,119(59.7) 1,874(100)

학력

중졸이하 1,486(35.4) 2,713(64.6) 4,199(100)

고졸 4,981(62.6) 2,977(37.4) 7,958(100)

초대졸 3,234(79.6) 829(20.4) 4,063(100)

대졸 4,982(83.4) 989(16.6) 5,971(100)

대학원졸 1,043(86.1) 168(13.9) 1,211(100)

기업형태공기업(정부기관/정부투자기관) 2,279(76.3) 706(23.7) 2,985(100)

비공기업(민간회사 등) 13,447(65.9) 6,970(34.1) 20,417(100)

사업체

규모

1~29인 1,421(50.9) 1,371(49.1) 2,792(100)

30~299인 2,569(75.0) 857(25.0) 3,426(100)

300인이상 3,282(77.7) 941(22.3) 4,223(100)

근로조건

등

월평균임금(만원) 227 117 192

근로시간(주당) 46.4 45.4 46.0

근속년수(년) 7.1 4.3 6.2

연령(만나이) 38.6 45.0 40.7

노조 가입률(%) 14.5 1.7 10.3

<표 4> 분석 상의 기 통계

(단위: 명, %)

주: ( )안의 숫자는 정규직 또는 비정규직 비중

기업형태에 따른 비정규직 비중은 공기업(정부기관, 정부투자기관 등)이 비공기업

(민간회사 등)보다 비정규직 비중이 낮았으며, 사업체 규모에 따른 비정규직 비중은

사업체 규모가 작을수록 비정규직 비중이 높게 나타났다. 근로조건 등을 살펴보면,

월평균 임금의 경우 정규직(227만원)이 비정규직(117만원)에 비해 두 배 가까이 많았


－ 139－

으며, 주당 정규근로시간은 정규직(46.4시간)이 비정규직(45.4시간)에 비해 약간 더

길었다. 근속년수는 정규직(7.1년)이 비정규직(4.3년)에 비해 3년 정도 길었으며, 연령

은 비정규직이 정규직보다 6.4세 더 많았다. 노조 가입률의 경우 정규직은 14.5%인

반면 비정규직은 1.7%에 불과했다.

3. 변수정의 및 분석방법

1) 변수정의

분 연구에서 사용한 종속변수는 고용형태별(정규직/비정규직) 노조가입의향이다.

한국노동패널(KLIPS)의 경우 노조가입의향과 관련된 질문에 대해 3차-8차년도 까지

는 2개 문항(있다/없다)으로 질문 하였고, 9차년도 이후부터서는 4개 문항(있다/조금

있다/별로 없다/ 없다)으로 질문 하였다. 본 연구에서는 분석의 일관성을 유지하기

위해 노동조합 가입의향이 ‘있다(있다/조금 있다), 없다(별로 없다/ 없다)’ 2개 문항으

로 합산하여 사용하였다.

독립변수는 인적특성 요인으로 성별, 연령, 혼인여부, 학력변수를 사용했으며, 객

관적 근로조건 및 사업체 특성 요인으로는 로그임금(월평균), 주당근로시간, 근속년

수(조사시기-입사시기), 고용형태(정규직/비정규직), 고용안정성, 이직의사, 기업형태

(공기업/비공기업) 사업체규모(소기업/중기업/대기업), 산업(제조업/비제조업), 직종(생

산기능직/비생산직)변수를 사용하였으며, 주관적만족도 변수로는 직무만족도, 노조만

족도5), 생활만족도, 사회경제적 지위향상 가능성(장래성) 변수를 사용하였다. 주관적

만족도 변수는 5점 리커트(매우만족=1, 매우불만족=5)로 되어있으며, 이를 역코딩하

여 사용하였다. 노조만족도 변수의 경우 각 연구자에 따라서 노조의 수단성 또는 노

조의 도구성으로 칭하기도 하지만, 본 연구에서는 노조만족도 변수6)로 칭하였다.

5) 노조만족도 변수는 3개 문항(노조는 고용주의 부당한대우로부터 근로자들을 보호하는데 도

움이 된다/노조는 고용안정에 도움이 된다/노조는 인금인상에 도움이 된다), 5점 리커트로

되어있다.

6) “노조만족도”라는 용어는 노조에 가입한 후에 인식하는 노조에 대한 만족도라는 의미로 오

해될 소지가 있다. 하지만 “노조의 수단성”과 “노조의 도구성” 또한 설문의 내용을 포괄하

는 용어로는 부족하다는 판단에서 “노조만족도” 변수를 그대로 사용하였다.


－ 140－

2) 분석방법 및 모형

첫째, 고용형태에 따른 각 특성(성별, 사업체규모, 학력 등) 및 주관적 만족도(직무

만족도, 노조만족도, 생활만족도 등)에 따라 노조가입의향에 차이가 있는지를 밝히기

위해 교차분석과 차이검정(χ2-test, T-test)을 실시하였다.

둘째, 고용형태에 따른 노조가입의향 결정요인을 밝혀내기 위해 패널 로짓(logit)

분석을 실시하였다. 계량분석모형에서 종속변수가 연속형 변수(continuous variable)가

아닌 이산형 변수(discrete variable)인 경우, 일반적으로 프로빗(probit) 또는 로짓

(logit) 모형을 사용하는데 다음과 같이 쓸 수 있다.

인 경우

≤인 경우

위 식(1)에서

는 관찰되지 않는(latent) 실제 종속변수이고 는

의 관찰 값

(observed value)이다. 따라서 (노조 가입의향)일 확률은 다음과 같이 계산할

수 있다.

PrPr

Pr

위 식(2)에서 ∙는 0을 중심으로 대칭적인 확률분포의 누적분포함수

(cumulative distribution function: CDF)이며, 이를 표준정규분포로 가정할 경우 프로

빗 모형이 되고 로지스틱(logistic)분포7)로 가정하면 로짓 모형이 된다.

하지만 패널자료의 경우 횡단면데이터와 시계열데이터의 특성을 동시에 가짐으로

인해 오차항의 동분산성 가정을 위배하거나 오차항의 자기상관이 존재할 가능성이

7) 로지스틱 분포는 평균이 0이고 분산이 이며, 0을 중심으로 대칭적인 분포이다.


－ 141－

높다. 따라서 병합된(merge) 패널데이터를 합동(pooled) 프로빗 또는 로짓 모형으로

추정할 경우 일치추정량이 되지 못하는 문제가 발생한다. 이러한 문제를 해결하기

위해서는 오차항에 패널 개체특성을 추가적으로 고려하여 추정해야 한다.

위 식(3)에서 오차항이 2개로 구성되어 있는데 는 패널개체에 따라 변하는 이질

성(heterogeneity)을 나타내지만 하나의 패널개체 내에서는 시간에 따라 변하지 않는

특성을 나타내고, 는 시간과 패널 개체에 따라 변하는 순수한 오차항 이다. 오차

항 를 추정해야 할 모수로 간주하면 고정효과 모형이 되고, 를 확률변수로 간주

하면 확률효과 모형이 된다. 그러나 표준정규분포를 적용하는 프로빗 모형에서는 집

단 내 변환을 실행하더라도 오차항 가 사라지지 않기 때문에 고정효과 모형보다

는 확률효과 모형을 사용하는 게 일반적이며, 확률효과 모형에서 일치추정량이 되기

위해서는 의 가정이 성립해야 한다.

패널 로짓모형에서도 프로빗 모형과 마찬가지로 오차항 를 고정효과와 확률효

과 중 어느 것으로 가정하느냐에 따라 추정방법이 달라지며, 를 확률변수로 간주

하는 경우, ~N(0,

)는 정규분포로 가정하고 는 로지스틱 분포로 가정하여 최

우추정법을 이용한다8). 본 연구에서는 패널 로짓 확률효과 모형을 사용하여 노조 가

입의향 결정요인을 추정하였으며, 추정계수와 더불어 승산비(odds ratio)도 함께 계산

하였다.

Pr

Pr

위 식(4)의 승산비는 어떤 변수 의 계수 에 지수함수(exponential function)를

8) 민인식, 최필선, ｢패널데이터 분석 STATA｣, 한국STATA학회, 2012, pp231-238.


－ 142－

취한 exp는 해당 변수 가 1단위 증가할 때, 승산(노조 가입의향)이 몇 배 증

가하는지를 나타낸다.

Ⅳ. 연구결과

1. 고용형태 및 각 특성별 차이검정(χ2-test, T-test)

1) 고용형태별 노조가입의향 차이 및 추이9)

<표 5>는 고용형태별 노동조합 가입의향을 나타낸 표이다. 노동조합에 가입되지

않은 비노조원의 노조가입의향을 분석한 결과, 전체 24.0%가 노조가입의향이 있는

것으로 나타났다. 이중 정규직의 노조가입의향은 25.7%, 비정규직은 21.0%로 나타나

정규직의 노조가입의향이 더 높게 나타났다. 상대적으로 임금과 근로조건이 열악하

고 노조가입률이 낮은 비정규직의 노조가입의향이 높을 것으로 예상하였으나 오히려

정규직의 노조가입의향이 더 높은 것으로 나타났다. 그러나 일반적으로 노조 가입의

향은 성별, 사업체 규모, 학력, 산업, 업종 등 각 특성에 따라 다르게 나타난다. 따라

서 비정규직의 노조 가입의향이 낮은 이유는 비정규직이 상대적으로 노조가입의향이

낮은 집단에 많이 분포되어 나타난 결과일 수도 있다.

<표 5> 비노조원의 노동조합 가입의향 차이

(단위: %)

　 전체 정규직 비정규직

노조 가입의향 있다10) 24.0 25.7 21.0

노조 가입의향 없다 76.0 74.3 79.0

자료: 한국노동패널데이터(KLIPS) 원시자료.

9) 한국노동패널에서 제공하는 가중치를 사용하여 분석하였다. 종단면 분석에서는 종단면 가중

치를, 횡단면 분석에서는 횡단면 가중치를 사용하였다.

10) 노조 가입의향과 관련된 질문의 경우 3차-8차년도 까지는 2개 문항(있다/없다)으로 질문 하

였고, 9차년도 이후부터서는 4개 문항(있다/조금 있다/별로 없다/ 없다)으로 질문 하였다.


－ 143－

<그림 3>은 정규직과 비정규직의 노동조합 가입의향에 대한 각 연도별 추이를 나

타낸 그림이다. 2006년부터 2010년 기간의 노동조합 가입의향을 살펴보면, 모든 연

도에서 정규직(20.5%~28.7%)이 비정규직(17.2%~24.6%)에 비해 노조가입의향이 높게

나타났다.

<그림 3> 비노조원의 노동조합 가입의향 추이

(단위: %)

그리고 노조가입의향의 시기별 추이를 살펴보면, 세계 금융위기 시기인 2009년도

를 제외하고는 시간이 흐를수록 점차 하락하고 있다. 2009년도에 노조가입의향이 약

간 증가한 것은 세계금융위기 여파로 고용불안이 심화 되면서 노조의 필요성이 높아

졌기 때문인 것으로 보인다.

2) 고용형태에 따른 각 특성별 노조가입의향 차이(χ2-test)

<표 6>은 고용형태에 따른 각 특성별 노조가입의향 차이를 살펴보기 위해, 전체

임금노동자를 세 집단(전체, 정규직, 비정규직)으로 구분하여 교차분석(χ2-test)한 표

본 논문에서 가입의향이 ‘있다(있다/조금 있다)’, ‘없다(별로 없다/ 없다)’ 2개 문항으로 분

석하였다.


－ 144－

이다11). 먼저 성별에 따른 노조가입의향은 남성(26.1%)이 여성(21.0%)에 비해 높았

으며, 정규직과 비정규직 모두에서도 남성이 여성보다 노조가입의향이 높았다. 이는

상대적으로 노조가입의향이 낮은 비정규직에 여성이 많이 분포되어 나타난 결과로

보인다. 사업체 규모에 따른 노조가입의향은 사업체 규모가 클수록 노조가입의향이

높았다. 정규직의 경우 소기업(24.1%)에 비해 중기업(27.3%)과 대기업(24.9%)의 노조

가입의향이 높았으며, 비정규직 또한 대기업(31.3%), 중기업(24.2%), 소기업(17.9%)

순으로 사업체 규모가 클수록 노조가입의향이 높았다. 학력별로는 모든 집단에서 초

대졸까지는 학력이 높을수록 노조가입의향이 높아지다가 대졸과 대학원졸의 고학력

에서는 점차 하락하는 것으로 나타났다. 보다 구체적으로 살펴보면, 초대졸(29.6%),

고졸(25.1%), 대졸(24.6%) 순으로 노조가입의향이 높았으며, 학력의 양 극단에 있는

중졸이하(17.7%)와 대학원졸(17.3)이 가장 낮았다. 중졸이하 집단에서 노조가입의향

이 낮은 이유는 상대적으로 비정규직 비중이 높기 때문이며12), 대학원졸의 경우는

높은 지위에 있거나 근로조건 등이 양호하기 때문일 것이다.

산업별 노조가입의향은 모든 집단에서 제조업(28.7%)이 비제조업(22.8%)에 비해

노조가입의향이 높았으며, 직종에 따른 노조가입의향은 모든 집단에서 생산기능직

(30.8%)이 사무관리/판매(27.0%)에 비해 노조가입의향이 높았다. 이는 제조업과 생산

기능직의 경우 상대적으로 작업표준화 정도가 높고 관리자와 노동자 간의 구분이 뚜

렷하여 상대적으로 동질성이 강하기 때문에 상대적으로 노조가입의향이 높은 것으로

보인다. 노조유무에 따른 노조가입의향은 정규직에서는 노조가 없는 사업체의 가입

의향이 높았으나 비정규직은 노조가 있는 사업장에서 노조가입의향이 높게 나타났

다. 노조가 없는 사업체의 노조가입의향(24.6%)은 노조가 공급(설립) 될 경우 곧 바

로 노조원으로 조직될 가능성이 높다는 측면에서 대단히 중요한 의미를 가진다.

기업형태별로는 모든 집단에서 공기업(18.4%)에 비해 비공기업(24.8)의 노조가입의

향이 높게 나타났다. 이직의사에 따른 노조가입의향의 차이는 모든 집단에서 이직의

사가 있는 경우가 노조가입의향이 높은 것으로 나타났다.

11) 모든 변수가 통계적으로 유의미한 차이가 있었다(p<0.05).

12) 중졸이하 집단의 비정규직 비율이 64.7%이다(<표 4>참조).


－ 145－

구분전체 정규직 비정규직

% χ2 % χ2 % χ2

성별남성 26.1

63.66***26.7

17.87***24.8

33.75***여성 21.0 23.8 17.5

사업체

규모13)

소기업 21.1

41.74***

24.1

4.34***

17.9

89.67***중기업 26.4 27.3 24.2

대기업 26.7 24.9 31.3

학력

중졸이하 17.7

180.83***

21.0

83.13***

16.1

102.87***

고졸 25.1 27.9 21.3

초대졸 29.6 29.6 30.0

대졸 24.6 24.4 25.5

대학원졸 17.3 17.7 16.2

산업별제조업 28.7

59.23***29.5

33.21***29.5

9.90***비제조업 22.8 24.5 24.5

직종별

사무관리/판매 27.0

114.82***

29.3

87.48***

22.6

31.50***생산 기능직 30.8 33.7 26.3

기타 22.1 23.5 19.5

노조

유무

유 20.15.62***

16.166.02***

36.490.16***

무 24.6 27 20.3

기업형태공기업 18.4

60.16***19.1

72.03***16.6

2.87***비공기업 24.8 26.6 21.4

이직의사유 34.6

107.71***41.6

100.50***27.7

31.95***무 20.8 22.2 18.1

<표 6> 특성별 노동조합 가입의향 차이

(단위: %)

주: * p<0.1; ** p<0.05; *** p<0.01

13) 사업체 규모는 소기업(1~29인), 중기업(30~299인), 대기업(300인 이상)으로 구분하였다.


－ 146－

3) 주관적 만족도에 따른 노조가입의향 차이 및 추이

(1) 주관적 만족도에 따른 노조가입의향 차이(T-test)

<표 7>은 T-test를 통해 주관적 만족도에 따른 노조가입의향 차이를 분석한 표이

다. 선행연구에 따르면, 직무만족도 등 주관적 만족도가 노조가입의향에 영향을 미칠

는 것으로 분석되었다. 이러한 선행연구에 기초하여 전체 임금노동자뿐만 아니라 정

규직과 비정규직을 구분하여 고용형태별로 주관적 만족도에 따른 노조가입의향이 어

떻게 다른지를 확인하기 위해, 전체 임금노동자를 세 집단(전체, 정규직, 비정규직)으

로 구분하여 T-test를 실시하였다.

먼저 노조만족도에 따른 노조가입의향을 분석한 결과 통계적으로 유의미한 차이

가 있었으며(p<0.05), 세 집단 모두에서 노조만족도가 높은 집단에서 노조가입의향이

높은 것으로 분석되었다. 직무만족도에 따른 노조가입의향은 전체 집단과 정규직 집

단은 통계적으로 유의미한 차이가 있었으나 비정규 집단은 유의미한 차이가 없었다.

정규직의 경우 직무만족도가 낮을수록 노조가입의향이 유의미하게 높게 나타났다.

하지만 비정규직의 경우는 정규직에 비해 직무만족도가 현저히 낮았으며, 노조가입

의향이 있는 집단과 없는 집단 간에 직무만족도는 유의미한 차이가 없었다.

생활만족도에 따른 노조가입의향의 경우 정규직은 생활만족도가 낮을수록 노조가

입의향이 높고 비정규직은 생활만족도가 높을수록 노조가입의향이 높게 나타났다.

사회경제적 지위향상 가능성에 따른 노조가입의향은 전체 집단과 정규직 집단에서만

통계적으로 유의미한 차이가 있었으며, 비정규직은 유의미한 차이가 없었다. 정규직은

사회경제적 지위향상 가능성이 낮을수록 노조가입의향이 높은 것으로 분석되었다.

이상의 분석결과를 요약하면 정규직의 경우 노조만족도는 통계적으로 유의미한

정(+)의 차이가 있고, 직무만족도, 생활만족도, 사회경제적 지위향상 가능성 등은 유

의미한 부(-)의 차이가 있는 것으로 나타났다. 즉 정규직은 노조만족도가 높을수록

노조가입의향이 높고, 직무만족도, 생활만족도, 사회경제적 지위향상 가능성 등은 그

반대로 노조가입의향이 낮다고 할 수 있다. 비정규직의 경우는 노조만족도와 생활만

족도 두 변수만이 통계적으로 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다. 따라서 비정

규직은 노조만족도와 생활만족도가 높을수록 노조가입의향이 높다고 할 수 있다.


－ 147－

구분

전체 정규직 비정규직

평균

(표준편차)t

평균

(표준편차)t

평균

(표준편차)t

노조

만족도

노조가입

의향 있다

3.64

(0.654) 29.467**

*

3.65

(0.648)21.952***

3.62

(0.658)18.704***

노조가입

의향 없다

3.33

(0.650)

3.37

(0.658)

3.27

(0.631)

직무

만족도

노조가입

의향 있다

3.24

(0.661) -5.207**

*

3.31

(0.640)-9.870***

3.07

(0.676)0.740

노조가입

의향 없다

3.29

(0.640)

3.43

(0.607)

3.06

(0.627)

생활

만족도

노조가입

의향 있다

3.35

(0.608)0.277

3.42

(0.584)-4.545***

3.21

(0.635)3.108***

노조가입

의향 없다

3.35

(0.610)

3.47

(0.571)

3.15

(0.619)

사회경제적

지위향상

가능성

노조가입

의향 있다

3.07

(1.139) -2.860**

*

3.13

(1.128)-5.121***

2.92

(1.151)0.281

노조가입

의향 없다

3.12

(1.128)

3.25

(1.094)

2.91

(1.150)

주: * p<0.1; ** p<0.05; *** p<0.01, 주관적 만족도는 ‘매우불만족 1점~매우만족 5점’임.

<표 7> 주 만족도에 따른 노조 가입의향 차이

(단위: 점)

(2) 고용형태별 노조만족도 시기별 추이

<그림 4>는 정규직과 비정규직의 노조만족도에 대한 시기별 차이 및 추이를 나타

낸 그림이다. 2006년부터 2010년 기간의 노조만족도를 살펴보면, 전 기간에 걸쳐 정

규직(3.47점~3.52점)이 비정규직(3.32점~3.40점)보다 노조만족도가 높게 나타났다. 그

리고 시기별 노조만족도 추이를 살펴보면, 정규직과 비정규직 모두 큰 변화는 없었

으나 국제금융위기 시기인 2009년도에 노조만족도가 약간 하락한 것으로 나타났다.

노조만족도 변수는 3개 문항(“노조는 고용주의 부당한대우로부터 근로자들을 보호

하는데 도움이 된다.”/“노조는 고용안정에 도움이 된다.”/“노조는 인금인상에 도움이

된다.”), 5점 척도(전혀 그렇지 않다 1점~매우 그렇다 5점)로 구성되어 있다. 정규직


－ 148－

에 비해 비정규직의 노조만족도가 낮은 이유는 상대적으로 취약한 노조조직력(낮은

노조가입률, 높은 이직률 등)으로 인해 기대치를 충족시키지 못한데서 비롯된 것으

로 보인다. 그리고 한국의 노조는 주로 대기업과 정규직 중심으로 구성되어 있다. 일

반적으로 중소기업에 비해 대기업의 경영상황과 지불능력이 높고, 비정규직에 비해

정규직의 근로조건과 고용안정성이 높다. 이러한 객관적인 조건이 비정규직 노조의

도구성과 노조만족도를 낮춘 것으로 보인다.

<그림 4> 고용형태별 노조만족도 시기별 추이

(단위: 점)

2. 고용형태별 노조가입의향 결정요인 분석

1) 노조 가입의향 결정요인

<표 8>은 패널 로짓 분석을 통해 노조가입의향 결정요인을 추정한 표이다. 먼저

추정결과에서 ρ(rho)의 값을 보면, 0.396로 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의미하

게 나왔다. 또한 LR검정(Likelihood-ratio test)결과 =110.060, p=0.000으로 p값이

0.01보다 작기 때문에 1% 유의수준에서 귀무가설14)을 기각한다. 즉 패널 개체별 이


－ 149－

추정계수 표준오차승산비

(odds ratio)표준오차

성별(남=1) 0.348*** 0.121 1.417*** 0.171

연령 -0.034*** 0.007 0.966*** 0.007

결혼(미혼=1) -0.337** 0.137 0.714** 0.098

학력

(기준: 중졸이하)

　

　

고졸 -0.021 0.183 0.979 0.179

초대졸 -0.171 0.221 0.843 0.187

대졸 -0.413* 0.222 0.662* 0.147

대학원졸 -0.823*** 0.297 0.439*** 0.131

고용형태(정규직=1) 0.125 0.131 1.133 0.149

기업형태(공기업=1) -0.081 0.225 0.922 0.207

사업체 규모

(기준: 소기업)　

중기업 0.446*** 0.116 1.562*** 0.181

대기업 0.629*** 0.137 1.875*** 0.257

근속년수 -0.009 0.010 0.991 0.010

로그임금 -0.356*** 0.130 0.701*** 0.091

근로시간 0.008* 0.005 1.008* 0.005

고용안정(안정=1) 0.488*** 0.173 1.629*** 0.282

직무만족도 -0.281*** 0.089 0.755*** 0.067

노조만족도 1.192*** 0.085 3.293*** 0.281

생활만족도 0.128 0.091 1.137 0.103

사회경제적 지위향상 -0.089** 0.044 0.915** 0.039

이직의사(예=1) 0.652*** 0.152 1.919*** 0.292

산업(제조업=1) 0.076 0.109 1.079 0.118

직종(생산기능직=1) -0.077 0.161 0.926 0.149

노조유무(유=1) -0.231 0.156 0.793 0.124

상수항 -2.984*** 0.804 0.043*** 0.034

rho 0.396***

Log likelihood -2622.952

LR-test =110.060, p=0.000

OBS 5,224　

주: * p<0.1; ** p<0.05; *** p<0.01. 소기업(1~29인), 중기업(30~299인), 대기업(300인 이상)

<표 8> 노조 가입의향 결정요인(패 로짓 확률효과 모형)

14)


－ 150－

질성이 존재하므로 합동 로짓(pooled logit)보다 이를 고려한‘패널 로짓 확률효과 모

형’이 적합하다고 할 수 있다.

먼저 인구학적 특성 및 인적자본 변수의 분석결과를 살펴보면, 성별의 경우 남성

이 여성에 비해 1.41배(odds ratio) 정도 노조가입의향이 높은 것으로 추정되었다. 연

령 변수는 노조가입의향에 부(-0.97배)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 결혼 상

태변수는 미혼자가 기혼자에 비해 노조가입의향이 낮은(-0.75배) 것으로 추정되었다.

학력변수는 대졸과 대학원졸 만이 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타

났으며, 기준 변수인 중졸이하 학력에 비해 대졸은 -0.66배, 대학원졸은 -0.44배

정도 노조가입의향이 낮은 것으로 추정되었다.

고용형태 변수(정규직/비정규직)와 기업형태 변수(공기업/비공기업)는 통계적으로

유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 상대적으로 임금과 근로조건이 열악

하고 고용안정성이 취약한 비정규직과 비공기업의 노조가입의향이 높을 것으로 예상

하였으나 추정결과는 그렇지 않았다. 즉 고용형태 및 기업형태 변수는 노조가입률에

영향을 미치는 다른 변수들을 통제할 경우 노조가입의향에 유의미한 영향을 미치지

않는다고 할 수 있으며, 이러한 결과는 이시균･김정우(2007) 연구와도 일치한다. 사

업체규모 변수는 기준변수인 소기업(1~29인)에 비해 중기업(30~299인)은 1.56배, 대

기업(300인 이상)은 1.87배 정도 노조가입의향을 높이는 것으로 추정되었다. 이러한

분석결과는 조우현･유경준(1997), 나인강･이영면(2001), 김유선(2002), 이시균･김정우

(2007) 등의 분석결과에 부합된다.

근속연수는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않았으며, 객관적 근로조건 변수

인 임금(월평균 로그임금)과 근로시간, 고용안정 변수는 유의미한 영향을 미치는 것

으로 나타났다. 임금변수는 노조가입의향에 부(-)의 영향을 미치고, 근로시간과 고용

안정 변수는 정(+)의 영향을 미치는 것으로 추정되었다. 즉 임금이 증가할수록 노조

가입의향이 낮아지는 반면, 노동시간이 증가하고 고용안정성이 높아질수록 노조가입

의향이 증가한다고 할 수 있다. 주관적 만족도 변수인 직무만족도, 노조만족도, 사회

경제적 지위향상 가능성 변수는 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 반면, 생활만족

도 변수는 유의미하지 않았다. 직무만족도와 사회경제적 지위향상 가능성이 높을수

록 노조가입의향은 각각 0.75배, 0.91배 낮아지는 반면, 노조만족도가 높을수록 노조


－ 151－

가입의향은 3.29배 증가하는 것으로 추정되었다. 그리고 이직의사가 높을수록 노조가

입의향을 증가(1.92배)시키는 것으로 추정되었으며, 산업변수, 직종변수, 노조유무변

수는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

2) 고용형태별 노조가입의향 결정요인

<표 9>는 고용형태에 따른 노조가입의향 결정요인을 살펴보기 위해, 임금노동자

를 정규직과 비정규직으로 구분하여 노조가입의향 결정요인을 추정한 표이다. 먼저

성별 변수를 살펴보면, 정규직은 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 반면, 비정규직

은 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 이는 동성 간에도 고용형태에 따라 노조가입

의향 결정요인이 다르다는 것을 의미하며, 정규직 남성은 정규직 여성에 비해 노조

가입의향이 1.49배 높다고 할 수 있다. 연령변수는 정규직과 비정규직 모두에서 통

계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 미쳤으며, 결혼변수는 정규직 집단에서만 유의미

한 부(-)의 영향을 미쳤다.

학력 변수는 비정규직의 대학원졸에서만 통계적으로 유의미한 부(-)의 영향을 미

쳤다. 일반적으로 임금과 근로조건이 열악한 저학력에서 노조가입의향이 높을 것으

로 예상하지만 노조가입률에 영향을 미치는 다른 요인을 통제할 경우 비정규직의 대

학원졸 이외의 학력에서는 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 추정되

었다. 즉 대학원을 졸업한 비정규직의 경우에서만 기준변수인 중졸이하의 학력을 가

진 비정규직에 비해 1.91배 정도 노조 가입의향이 낮다고 할 수 있다. 기업형태 변

수는 정규직과 비정규직 두 집단 모두에서 통계적으로 유의미하지 않았으며, 사업체

규모 변수는 정규직과 비정규직 모두에서 유의한 영향을 미쳤다. 사업체 규모에 따

른 정규직의 노조가입의향은 기준 변수인 소기업(1~29인)에 비해 중기업은 1.32배,

대기업은 1.46배 높았으며, 중기업과 대기업에 종사하는 비정규직의 노조가입의향은

소기업에 종사하는 비정규직에 비해 각각 2.02배, 3.01배 더 높은 것으로 추정되었

다. 따라서 사업체 규모에 따른 노조가입의향은 정규직보다는 비정규직에서 더 큰

정(+)의 영향을 미친다고 할 수 있다.

근속연수와 근로시간 변수는 정규직과 비정규직 모두에서 통계적으로 유의미하지

않았으며, 임금변수는 정규직에서만 유의미한 부(-0.56배)의 영향을 미쳤다. 고용안정


－ 152－

　정규직 비정규직

추정계수 승산비 추정계수 승산비

성별(남=1) 0.400*** 1.492 0.263 1.301

연령 -0.035*** 0.965 -0.031** 0.969

결혼(미혼=1) -0.365** 0.694 -0.512 0.599

학력

(기준: 중졸이하)

고졸 0.177 1.194 -0.309 0.734

초대졸 -0.095 0.909 0.025 1.025

대졸 -0.251 0.778 -0.103 0.902

대학원졸 -0.386 0.680 -1.913*** 0.148

기업형태(공기업=1) -0.176 0.839 -0.077 0.925

사업체 규모

(기준: 소기업)　

중기업 0.279** 1.322 0.703*** 2.019

대기업 0.380** 1.463 1.103*** 3.013

근속연수 -0.005 0.995 0.007 1.007

로그임금 -0.560*** 0.571 0.017 1.017

근로시간 0.010 1.010 -0.001 0.998

고용안정(안정=1) 0.186 1.205 0.571*** 1.771

직무만족도 -0.326*** 0.722 -0.151 0.860

노조만족도 1.155*** 3.173 1.294*** 3.648

생활만족도 0.197* 1.218 -0.118 0.889

사회경제적 지위향상 가능성 -0.081* 0.922 -0.095 0.910

이직의사(예=1) 0.639*** 1.895 0.627** 1.872

산업(제조업=1) 0.122 1.130 -0.137 0.872

직종(생산기능직=1) -0.336** 0.714 0.606* 1.834

노조유무(유=1) -0.559*** 0.572 0.734** 2.083

상수항 -1.512 0.245 -4.710*** 0.009

rho 0.384*** 0.396***　

Log likelihood -1883.504 -710.243　　

LR-test =72.850, p=0.000　

=21.940, p=0.000　　

OBS 3,703　 1,521　

주: * p<0.1; ** p<0.05; *** p<0.01

<표 9> 고용형태별 노조 가입의향 결정요인(패 로짓 확률효과 모형)

변수는 비정규직에서만 1.77배 정도 노조가입의향을 높이는 것으로 나타났다. 따라서


－ 153－

객관적 근로조건 변수인 임금은 임금이 높을수록 정규직의 노조가입의향을 낮추지

만, 근로시간과 근속연수는 고용형태와 관계없이 노조가입의향에 유의미한 영향을

미치지 않는다고 할 수 있다. 그리고 고용안정 변수는 비정규직에서 통계적으로 유

의미한 영향을 미치는 만큼 비정규직의 노조가입률(또는 가입의사)을 높이기 위해서

는 비정규직의 고용안정성을 높일 필요가 있다.

주관적 만족도 변수인 직무만족도는 정규직에서만 유의미한 부(-0.72배)의 영향을

미쳤으며, 노조만족도 변수는 정규직과 비정규직 모두에서 통계적으로 유의미한 영

향을 미쳤다. 특히 노조만족도 변수는 정규직(3.17배)과 비정규직(3.65배) 각각의 집

단에서 노조가입의향에 대해 매우 큰 영향을 미치는 것으로 추정되었다. 생활만족도

변수는 정규직에서만 유의미한 정(+1.22배)의 영향을 미쳤으며, 사회경제적 지위향상

가능성 변수 또한 정규직에서만 유의미한 부(-0.92배)의 영향을 미치는 것으로 추정

되었다. 따라서 고용형태와 관계없이 노조가입의향(또는 노조가입률)을 높이기 위해

서는 무엇보다도 노조만족도를 높이는 것이 중요하다.

이직의사 변수의 경우는 정규직과 비정규직 모두에서 통계적으로 유의미한 정(+)

의 영향을 미쳤으며, 산업변수는 두 집단 모두에서 유의미하지 않았다. 직종 변수는

정규직에서는 유의미한 부(-)의 영향을 미친 반면, 비정규직에서 유의미한 정(+)의

영향을 미쳤다. 즉 이직의사가 있는 노동자가 이직의사가 없는 노동자에 비해 노조

가입의향이 정규직은 1.89배, 비정규직은 1.87배 높다고 할 수 있다. 그리고 정규직

의 생산기능직은 정규직의 비생산기능직에 비해 노조가입의향이 0.71배 낮다고 할

수 있으며, 비정규직은 그 반대로 생산기능직의 노조 가입의향이 1.83배 정도 높다

고 할 수 있다. 노조유무에 따른 노조가입의향의 경우 정규직은 유의미한 부(-0.57배)

의 영향을 미친 반면, 비정규직은 유의미한 정(+2.08배)의 영향을 미치는 것으로 나

타났다.

Ⅴ. 결과 및 정책적 시사점

본 연구는 한국노동패널데이터(9차~13차)를 병합하여 정규직과 비정규직의 노동조

합 가입의향 차이 및 결정요인을 분석하였다. 먼저 고용형태에 따른 노조가입의향


－ 154－

차이를 분석한 결과, 노동조합에 가입하지 않은 비조노원의 24.0%가 노조가입의향이

있는 것으로 나타났으며, 이중 정규직은 25.7%, 비정규직은 21.0%로 나타나 정규직

의 노조가입의향이 더 높은 것으로 분석되었다. 각 연도별(2006년~2010년)로 노조가

입의향의 추이를 분석해 본 결과, 모든 연도에서 정규직이 비정규직에 비해 노조가

입의향이 높게 나타났으며, 그 추세는 시간이 흐를수록 점차 하락하였다.

상대적으로 노조가입률이 낮고 임금과 근로조건이 열악한 비정규직의 노조가입의

향이 높을 것으로 예상하였으나 오히려 정규직의 노조가입의향이 더 높은 것으로 나

타났다. 그러나 일반적으로 노조가입의향은 성별, 사업체 규모, 학력, 산업, 직종 등

각 집단의 특성에 따라 다르게 나타난다. 따라서 이러한 분석결과는 비정규직이 상

대적으로 노조가입의향이 낮은 집단에 많이 분포되어 나타난 결과일 수도 있다. 또

한 노동조합에 대한 수요는 경험재적 성격을 가지고 있으므로 비정규직의 노조가입

의향이 상대적으로 낮은 이유는 대기업과 정규직 중심으로 노조조직화가 이루어져

있는 한국에서 노조에 대한 직･간접적인 경험의 부족에서 비롯된 것일 수도 있다.

다음은 본 논문의 핵심주제인 정규직과 비정규직의 노조가입의향 결정요인에 대

해 패널 로짓 확률효과 모형을 사용하여 분석해 본 결과, 정규직의 경우 성별(+1.49

배/남=1), 연령(-0.97배), 결혼(-0.69배/미혼=1), 사업체규모(+중기업 1.32배, +대기업

1.46배/소기업=1), 로그임금(-0.57배), 직무만족도(-0.72배), 노조만족도(+3.17배), 생활

만족도(+1.22배), 사회경제적 지위향상 가능성(-0.92배), 이직의사(+1.89배/예=1), 산업

(-0.71배/생산기능직=1), 노조유무(-0.57배/유=1) 변수가 통계적으로 유의미한 영향을

미치는 것으로 나타났다. 즉 정규직 비노조원의 노조가입의향은 여성보다는 남성이

높고, 연령이 많을수록 낮고, 기혼자에 비해 미혼자가 낮고, 사업체 규모가 클수록

노조가입의향이 높게 나타났다. 또한 주관적만족도 변수인 노조만족도와 생활만족도

는 만족도 수준이 증가할수록 노조가입의향이 증가하는 반면, 직무만족도와 사회경

제적 지위향상 가능성은 그 반대로 노조가입의향을 낮추는 것으로 분석되었다.

비정규직의 경우는 연령(-0.97배), 학력(-대학원졸 0.15배/중졸이하=1), 사업체규모(+

중기업 2.02배, +대기업 3.01배/소기업=1), 고용안정성(+1.77배), 노조만족도(+3.65배),

이직의사(+1.87배/예=1), 직종(+1.83배/생산기능직=1), 노조유무(+2.08배/유=1) 변수가

종속변수인 노조가입의향에 유의미한 영향을 미치는 것으로 추정되었다. 즉 비정규


－ 155－

직 비노조원의 노조가입의향은 연령과 학력변수는 그 수준이 증가할수록 노조가입의

향을 감소시키지만, 사업체 규모/고용안정성/노조만족도/이직의사 등의 변수는 각각의

수준이 높을수록 노조가입의향을 증가시키는 것으로 나타났다. 특히 고용안정성 변

수는 정규직에서는 유의미한 영향을 미치지 않았으나 비정규직에서 유의미한 영향을

미치는 것으로 나타났다. 이는 비정규직이 상대적으로 정규직에 비해 고용이 불안정

한 데서 비롯된 것으로 보인다.

이상의 분석결과를 요약하면, 연령, 사업체규모, 노조만족도, 이직의사, 직종(생산

기능직), 노조유무 변수는 고용형태와 관계없이 정규직과 비정규직 모두에서 노조가

입의향에 대해 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 반면, 성별, 결혼, 학력, 로그임

금, 고용안정성, 직무만족도, 생활만족도, 사회경제적 지위향상 가능성 변수는 고용형

태에 따라 다르게 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 따라서 노조가입률을 높이기

위한 조직화 사업을 할 시에 정규직과 비정규직의 고용형태별 특성을 고려하여 추진

할 필요가 있다. 그리고 노조만족도가 높을수록 고용형태와 관계없이 노조가입의향

에 정(+)의 영향을 미치고, 생활만족도 변수는 정규직에서, 고용안정성 변수는 비정

규직에서 노조가입의향에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 노조가입

률을 높이기 위해서 객관적 근로조건 향상도 중요하지만 심리적 요인인 주관적 만족

도를 높일 필요가 있으며, 특히 비정규직의 경우 고용안정성을 높일 필요가 있다. 또

한 한국의 노조가입률이 지속적으로 하락하고 있으나 노조에 가입되지 않은 비노조

원의 24%가 노조가입의향이 있는 것으로 분석되었다. 이러한 잠재된 수요를 노조가

입으로 연결시키기 위해서는 노조가 없는 사업장에 노조를 적극적으로 공급함과 더

불어 정규직노조의 가입범위를 비정규직까지 확장할 필요가 있다.

본 연구는 패널분석을 통해 정규직과 비정규직의 노조가입의향에 영향을 미치는

다양한 결정요인을 실증분석 했다는 측면에서 중요한 의의가 있다. 하지만 본 연구

는 다음과 같은 한계가 있다. 비정규직 내에도 파견, 용역, 특수고용직 등 다양한 고

용유형이 존재한다. 이러한 비정규직의 다양한 고용유형을 세분화하여 분석하지 못

한 한계가 있다. 또한 정부의 정책 및 제도 그리고 노조의 조직화 전략 등도 노조가

입의향에 영향을 미칠 수 있다. 그러나 자료의 한계로 인해 본 연구에서 분석하지

못했다. 향후 보다 진일보한 연구가 이어지길 기대한다.


－ 156－

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<Abstract>

Determinants of the Regular and Non-regular

Employees' Willingness to Join Labor Unions by

Panel Data

Moon, Young-man

This study analyzed the determinants of the regular and non-regular

employees' willingness to join the labor unions by using the 'panel logit

random effect model' after combing the Korean Labor and Income Panel

Data (KLIPS) (6th~13th). As for the willingness of joining labor unions

which is a dependent variable, the variables such as gender, age, business

size, wage, job satisfaction, union satisfaction, turnover intention, job type

(production and technical posts) had a statistically significant effect on the

regular employees, while the variables such as age, education (graduate

diploma), business size, employment stability, union satisfaction, turnover

intention, job type (production and technical posts) had a significant effect

on non-regular employees. While the variables such as age, business size,

turnover intention, job type (production and technical posts) had a

statistically significant effect on the willingness of joining labor unions in

both of the regular and non regular employees regardless of the

employment type, the variables such as gender, wage, education,

employment stability were found to have an effect differently depending

on the employment type.

In addition, as a result of analyzing the odds ratio to investigate the

extent to which each variable has effect on the willingness of joining labor

unions, the regular employees were affected by the variables in the order

of union satisfaction (3.2 times), turnover intention (1.9 times), gender (1.5

times), and business size (large businesses, 1.5 times; medium sized


－ 159－

businesses, 1.3 times), while the non-regular employees were affected by

the variables in the order of union satisfaction (3.6 times), business size

(large businesses, 3.0 times; medium-sized businesses, 2.0 times), turnover

intention (1.9 times), and job type (production and technical posts, 1.8

times). Therefore, in order to increase the non-regular employees'

willingness to join labor unions, there is a need to increase union

satisfaction as a priority, and the characteristics of the regular and

non-regular employees by employment type need to be considered.

Additionally, it has been analyzed that 24% of the non-union members

have the willingness to join labor unions although the rate of joining

unions is continuously decreasing, In order to connect these potential

demands to joining labor unions, there is a need to expand the range of

joining regular employees' labor unions to non-regular employees as well

as providing labor unions actively for the workplaces without a labor

union.

Keywords: Willingness to Join Labor Unions, Regular employees,

Non-regular-employees, Rate of Joining Labor Unions, Panel

Logit Random Effect

패널데이터를 이용한 정규직과 비정규직의 노동조합 가입의향...

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