패널자료를 이용한 노동조합의 임금효과 분석C1%B6%B5%BF%C8%C6.pdf · 그로인해 기존의 횡단면 분석의 연구결과가 상당부분 상향편이 (upward-bias)

패널자료를 이용한 노동조합의 임금효과 분석

조동훈 교수(한림대학교)


조 동 훈

1)

lt요 약gt

본 연구는『한국노동패널조사985173 1998년부터 2006년까지 9개년도 자료

를 사용하여 노동조합이 임금에 미치는 효과를 국내최초로 패널분석을

시도하였다 횡단면 회귀분석을 통하여 구한 노동조합이 임금상승에 미

치는 효과는 약 58로 추정되었다 그러나 관측되지 않는 근로자의 특

성과 노조가입여부와의 상관관계로 발생하는 내생성문제(endogenous

problem) 문제를 해결하기 위해서 본 연구는 패널자료를 활용하여 고

정효과 분석모델을 가지고 추정하였다 고정효과 모델이 가지는 기존

횡단면 분석에 대한 장점은 근로자의 관측되지 않는 특성이 만일 시간

의 흐름에 따라 동일하다면 이것이 노동조합 선택에 미치는 효과를 시

간에 흐름에 따라 차분함으로서 적절히 통제할 수 있는 장점이 있다

고정효과 모델을 통하여 추정된 노조의 임금상승효과는 약 23 로서

횡단면 추정값과 비교하면 무려 60 정도 감소했음을 알 수 있다 이

결과를 기초로 해서 우리는 보이지 않는 근로자의 특성과 노조가 있는

기업에 종사하는 사이의 양(+)의 상관관계가 존재함을 유추해 볼 수 있

다 그로인해 기존의 횡단면 분석의 연구결과가 상당부분 상향편이

(upward-bias) 되었을 가능성을 제기하고 있다 고정효과 모델을 통해

서 (적기는 하지만) 여전히 존재하는 노조의 임금효과의 원인에 대해서

몇 가지 가설들을 살펴본 결과 가장 설득력있게 제기되는 설명중 하나

는 노동조합이 조직되어 있는 분야와 노동조합이 조직되어있지 않은 두

부분으로 노동시장이 분리되어 있다는 이중노동시장 이론이다 직장이

동의 형태를 살펴본 경우 대부분의 직장이동이 비노조 기업에서 비노조

기업으로 이동하였으며 비노조 기업에서 노조기업으로 이동한 근로자

의 경우가 적다는 것을 판단해 보건데 일차시장인 노조기업으로의 진입

이 쉽지 않음을 알 수 있다 또한 노조기업에서의 관측되는 근로자 특

성에 대한 보상이 비노조기업보다 높은 것으로 나타나는데 이를 토대로

노조-비노조 부문간 이중노동시장이 존재하는 것으로 추측할 수 있다

핵심주제어 노동패널 노동조합 고정효과

한림대학교 경제학과 (hoonchohallymackr)

23

24 한국노동경제학회 2008년 하계학술대회

I 서 론

국가간 그 규모의 차이는 있으나 노동조합이 조합원들의 임금을 상승시킨다는 연구결

과는 잘 알려져 있는 사실이다(Freeman 1984 Lewis 1986) 미국의 경우 교육수준 노

동시장 경험 성별 등 인적속성과 직종과 산업 등 직업관련 특성등을 통제한 후 횡단면

회귀분석을 통한 노동조합의 임금상승효과는 대략적으로 15 정도임을 보여주고 있다

그러나 노동조합의 임금효과의 크기는 분석하는 자료와 방법에 따라 상당한 차이를 보

여주고 있다 횡단면 분석에서 발생할 수 있는 관측되지 않은 근로자의 특성과 노동조

합 가입여부와의 상관관계를 통제하기 위한 다양한 방법들은 크게 두 가지 형태로 분류

되어 질 수 있다 첫 번째는 기존의 횡단면 자료를 활용하여 Heckman-Lee의 2단계 추

정방정식을 이용하는 방법이다(Duncan and Leigh 1980) 이 방법은 개별 근로자의 임금

수준에는 영향을 주지 않으면서 노동조합 가입여부에만 영향을 주는 변수를 발견하여

이를 도구변수로 활용하는 것이다 그러나 현실적으로 lsquo이상적인rsquo 배제변수(excluded

variables)를 발견하는 것은 매우 어렵고 기존의 논문에서 보여주는 결과도 연구자의 직

관과는 다른 결과를 보여주고 있다1) 횡단면 분석의 단점을 극복하려는 두 번째 시도는

각 개인을 시간의 흐름에 따라 추적한 패널자료를 활용하는 것이다 패널자료를 활용한

고정효과모델(fixed-effects models)은 개인의 관측되지 않은 특성과 노동조합 가입여부와

발생할 수 있는 상관관계를 통제할 수 있는 장점이 있다 Freeman (1984)의 연구는 미

국의 NLS(National Longitudinal Survey)와 PSID(Panel Study of Income Dynamics)의

패널자료를 통해 고정효과 모델로 노조의 임금효과를 추정하였다 미국의 경우에는 횡단

면 분석과 패널분석의 차이가 거의 없는 것으로 나타나고 있다

국내에서도 노조 임금효과를 추정하는 다양한 연구들이 있어왔는데 크게 네 가지 형

태로 분류해 볼 수 있다 첫째는 횡단면 자료를 이용한 임금방정식에 노조 가입여부 더

미변수를 넣어서 노조의 임금효과를 추정한 연구가 있었다(배무기 1990 김장호 1991)

이 당시 개인의 노조가입 여부가 임의로 정해지는 것이 아니라 개인의 인적속성에 따라

정해질 수 있다는 자기선택(self-selection)의 문제가 발생할 수 있으며 이로 인해 추정되

어진 노조 임금효과가 (상향)편이를 가질 수 있다는 점이 처음 인식되기 시작하였다

1990년대 중반에 들어와 개별 근로자의 노조가입 결정에서 발생하는 자기선택의 문제를

해결하기 위한 다양한 연구들이 제기되었다 (김우영최영섭 1996 조우현유경준 1997)

1) Duncan and Duane (1980)의 연구는 노동조합 가입여부와 근로자의 능력과의 부(-)의 관계를 보여주며 2단계 방법

으로 추정된 노동조합의 임금효과의 크기는 20를 넘는 과도한 추정치를 보여주고 있다

25패널자료를 이용한 노동조합의 임금효과 분석

이들의 연구는 노조가입에 영향을 주는 변수를 설정하여 Heckman-Lee의 2단계 추정방

정식을 이용하였다 그러나 자료의 제약으로 말미암아 노조가입여부에 영향을 주면서 동

시에 임금에는 영향을 미치지 않은 배제변수(excluded variables)가 미처 발굴되지 않음

으로써 노조임금효과 추정시 편의추정 가능성은 여전히 존재한다

노조 임금효과 추정연구의 세 번째 형태는 노조 임금효과를 단순한 임금방정식에서

구하는 것이 아니라 노조에 가입한 근로자가 암묵적으로 누리고 있는 임금효과를 분석

하는 것이다 최근 조준모전병유(2008)는 노조의 임금효과를 노조에 가입한 근로자가 비

자발적 이직시 발생하는 임금(하락)효과를 분석하여 노조의 보이지 않은 임금효과를 분

석하였다 이들의 연구는 기존 연구와 달리 현직 임금과 의중임금간의 괴리가 임금프리

미엄이라는 Kuhn (1999)의 개념을 사용하여 노동조합의 임금 프리미엄의 크기를 계측하

였으며 특히 독점기업일 수록 노동조합의 임금프리미엄이 큼을 실증하였다

마지막으로 최근 류재우(2007)의 연구는 노조의 임금효과를 추정함에 있어서 기업의

수익성 변수를 고려하였다 기업의 수익이 증가할수록 근로자의 임금은 상승하기 때문에

만일 노조조직 기업이 수익성 측면에서 비노조 기업보다 크다면 노조기업에 속한 근로

자의 임금수준은 당연히 비노조 기업보다 높을 것이다 기업의 수익성을 고려하지 않고

노조임금효과 추정은 노조가 근로자의 임금을 상승시켰다는 가상효과(spurious effect)를

야기하는 문제점을 극복하고자 노력하였다

1987년 민주화운동이후 활발해진 노동운동은 노동조합을 활성화시키는 계기가 되었으

며 기존 근로자의 목소리를 결집하여 임금상승과 고용안정이라는 목적을 달성하기 위해

노력해 온 것이 사실이다 외한위기 이후 사회전반의 양극화 현상은 노조기업과 비노조

기업 사이에도 발생하여 노조의 임금프레미엄은 외환위기 전의 안정적인 수준에서 외환

위기 이후 급증한 것으로 나타나고 있다(류재우 2005) 그 이전 기존의 국내연구에서 추

정되어진 임금효과의 크기를 살펴보면 1990년대 초반의 연구는 노동부의 985172임금구조기본

통계조사985173(이후 lsquo임금구조조사rsquo로 약칭)를 이용하여 제조업 중심의 노조효과를 분석하였

는데 1987년 이전에는 노조의 임금효과가 오히려 (-)로 나타남을 보여준다 1990년대

중반 Hekman-Lee의 방법을 이용한 김우영최영섭(1996)의 연구는 전체 봉급근로자를 대

상으로 노조의 임금효과는 6-7 정도이나 통계적으로는 유의하지 않은 것으로 나타난

다 그러나 조우현유경준(1997)의 연구는 동일한 계량방법론을 사용하여 노조의 임금효

과가 남성 생산직의 경우 2정도 나타남을 보여준다『한국노동패널985173을 이용한 연구에

서 강창희(2003)는 직장내 지위를 고려한 임금추정식에서 노조의 임금효과는 통계적으로

유의한 5-8정도임을 보여주었다

기존의 국내연구들은 방법론과 사용되는 데이터의 종류에 따라 노조 임금효과의 편차


가 상당히 존재함으로서 과연 국내 노동시장에서 노조 임금효과가 존재하는지 그리고

만약 존재한다면 얼마나 존재하는지에 대해 일목요연하게 정리하는 포괄적인 연구가 필

요하리라 생각된다 본 연구는 기존의 연구를 종합적인 관점에서 정리하고 국내 노동시

장을 대표할 수 있는 데이터를 이용하여 노동조합의 임금효과를 분석하고자 한다 또한

방법론에 있어서 기존의 국내 연구와는 차별적으로 패널자료를 사용하여 개인의 관측되

지 않는 특성과 노동조합 가입여부와의 관계를 통제하는 고정효과모델을 사용하고자 한

다 본 연구에서 사용하고자 하는 한국노동패널은 패널자료라는 장점을 통하여 기존 국

내연구가 놓치고 있는 개인 근로자의 노동조합 가입여부 특성을 통제할 수 있다 더 나

아가 노동패널이 개인의 다양한 정보를 보유한 가구조사(household survey)인 점을 활

용하여 개인의 임금수준에 영향을 미치는 다양한 형태의 유용한 정보들 - 예를 들어 기

업체 규모와 거주지역 등 - 을 통제할 수 있는 장점이 있다 본 연구를 통하여 과연 횡

단면 분석에서 발견되는 노동조합의 임금효과 추정값을 패널분석을 통한 고정효과 모델

에서 추정된 값과의 차이를 비교 분석함으로서 횡단면 분석에서 나타나는 편이(bias)의

방향을 유추해 볼 수 있다추정된 편이의 방향은 예상대로 생산성이 높은 근로자일수록

노동조합이 조직되어 있는 기업에서 일하는 것으로 나타난다 즉 횡단면 분석에서 보여

주는 노동조합의 임금효과 추정치는 과대추정임을 패널분석에서 보여주고 있다

본 연구는 다음과 같은 순서로 진해되어 진다 II절에서는 실증분석에 사용되는 고정

효과모델을 살펴보고 III절에서 논문에서 사용된 자료를 통한 기초통계량 분석을 통하여

노동조합에 가입되어 있는 근로자와 가입되어 있지 않은 근로자의 특성을 분석하고자

한다 IV장에서는 횡단면분석과 패널분석을 통한 노동조합의 임금효과를 추정하여 비교

하며 V장에서는 패널분석시 발생할 수 있는 내생섬 문제를 고찰해 보고자 한다 그리고

VI에서 여전히 존재하는 노조의 임금상승효과를 이중노종시장 이론으로 설명한다 마지

막 VII장에서는 요약 및 결론을 제언하고자 한다

II 고정효과모델(Fixed-Effects Models)

신고전학파모델에서는 lsquo동일한rsquo 기술수준을 보유하고 있는 근로자들은 동일한 임금을

받는 것을 기술하고 있다 그러나 미국을 포함한 구미 여러 국가에서 동일한 형태의 횡

단면 임금방정식을 추정하면 크기의 차이는 있으나 10 정도내외의 노동조합의 임금프

레미엄이 존재함을 알 수 있다 이에 대한 다양한 설명들을 세 가지로 분류할 수 있다

첫째는 노동조합이 노동력 공급의 독점적 지위를 활용하여 임금을 상승시키는 역할을


한다는 것이다(Mcdonald and Solow 1981) 이때 노동조합은 기업에 노동력을 제공하는

유일한 독점자이며 노동조합이 제품의 가격 즉 임금을 설정하고 기업은 수요곡선의 제

약하에서 적정한 노동력을 고용한다는 이론이다 두 번째 설명이론은 노동조합이라는 제

도적 장치를 통하여 노동조합원의 생산성 향상에 기여한다는 이론이다(Freeman and

Medoff 1984) 노동자들의 목소리를 하나로 모아 기업주에게 보냄으로서 근로자의 직장

만족도를 증가시켜 이직을 감소시키고 이는 생산성의 증가로 이어진다는 것이다 마지막

세 번째 이론은 노동조합의 임금프레미엄은 단순한 lsquo환상rsquo에 불과하다는 것이다 예를 들

어 생산성이 높은(특히 관측되지 않는 부분에서) 개인들이 노동조합이 조직되어 있는 기

업을 평균적으로 더 선호한다면 이로 인한 노동조합과 비노동조합 근로자 사이에서 발

견되는 임금격차는 노동조합의 역할이라기보다는 생산성 혹은 능력의 차이로 해석해야

될 것이다 이는 근로자의 자기선택뿐만 아니라 기업측면에서 선택한 결과의 산물일 수

있다 노동조합이 조직되어 있는 기업주가 선택적으로 능력이 높은 근로자를 채용하는

경우 노조-비노조 임금격차를 초래하는 결과를 가져올 수 있다

따라서 노조-비노조 임금격차가 노동조합의 역할에 의해서 발생했는지를 실증분석 하

는데 있어서 (특히)관측되지 않은 근로자의 특징들과 노동조합이 조직되어 있는 기업으

로의 선택사이의 상관관계를 통제하는 것이 매우 중요하다 전통적 횡단면분석 임금방정

식에 추정하는 노동조합의 임금효과는 개인 근로자 임금에 영향을 줄 수 있는 다양한

변수들 - 예를 들어 교육수준 근속년수 직종 및 산업 - 을 통제하고 노동조합 더미변수

를 고려하는 아래와 같은 방정식을 추정하여 구한다

Yi = β0 + β1Ui + β2Xi + εi (1)

식 (1)에서 Yi 는 각 근로자가 받는 시간당 로그임금이며 Ui 는 개인의 노조가입여부를

나타내는 더미변수 Xi 는 개별 근로자의 임금을 결정하는 개인 및 직장의 속성들이며

εi 는 에러항(error term)이다 이때 노조더미변수 추정계수 β1 가 불편추정값(unbiased

estimates)이 되기 위한 중요한 요건중의 하나는 에러항과 노조가입여부와의 상관관계가

없어야 된다는 것이다 즉 통계학적으로 Cov(Ui εi) = 0 이 되어야 한다 그러나 개인의

관측되지 않는 속성에 따라 노조가입여부가 체계적으로 결정된다면 횡단면분석에서 OLS

방법으로 추정된 노조더미 계수값은 편이를 가질 수밖에 없다 만일 생산성이 혹은 기

술수준이 높은 근로자들이 평균적으로 노동조합이 조직되어 있는 직장을 선호한다면 횡

단면 임금방정식에서 추정된 노조의 임금효과 크기는 과대평가(over-estimated)된 값이

될 것이다


관측되지 않는 근로자의 특성과 노조가입여부와의 상관관계로 발생하는 내생성문제

(endogenous problem) 문제를 해결하기 위해서 본 연구는 패널자료를 활용하고자 한

다 기존의 연구에서 주로 이 문제를 해결하기 위해 사용했던 방법은 근로자의 임금수

준에는 영향을 주지 않으면서 노조가입여부에만 영향을 주는 변수를 찾아 그것을 도구

변수로 활용하는 Heckman-Lee의 2단계 추정방법이다 그러나 대부분의 연구에 있어서

사용된 배제변수들의 유용성에 다소의 의구점이 존재한다 즉 실증분석에 있어서 임금수

준에는 영향을 안주면서 개인의 노조가입 여부에만 영향을 주는 요인들을 찾기란 거의

불가능한 경우가 많다 기존 연구에서 도구변수들의 사용이 우리의 일반적 예측과는 달

리 부(-)의 자기선택을 종종 보여주며 추정된 노조의 임금효과 계수도 상당히 안정적이

지 못하는 것이 사실이다 노동조합의 임금효과 분석에서 결국 중요하게 고려되어야 하

는 부분이 근로자의 자기선택의 문제인데 패널자료가 존재하는 경우 고정효과 모델을

사용하여 근로자의 관측되지 않는 특성과 직장선택과의 상관관계의 내생성 문제를 효과

적으로 치료하는 방법인 것이다

먼저 패널자료는 시간의 흐름에 따른 개인의 여러 정보들을 분석하는 것이므로 앞의

임금방정식 (1)에서 시간을 고려한 아래의 방정식으로 표현될 수 있다

Yit = β0 + β1Uit + β2Xit +β3Zt + μi + εit (2)

식 (2)에서 Yit 는 각 근로자가 어느 일정시점에서 받는 시간당 로그임금이며 Uit 는 시

점 t 에서 개인의 노조가입여부를 나타내는 더미변수 Xit 는 개별 근로자의 임금을 결

정하는 개인 및 직장의 속성들이며 Zt 는 시간더미변수이며 그리고 εi 는 에러항이다

이때 μi 는 관측되지 않는 근로자의 특성으로서 노동조합 가입여부 더미변수인 Uit 와

상관관계가 일반적으로 존재하는 것으로 인식된다 만일 개별연구자가 이런 상관관계에

대한 고려없이 OLS 를 이용한 임금방정식을 추정한다면 이때 추정된β1 는 편이가 발생

하게 된다 만일 생산성이나 기술수준이 높은 근로자가 노조가 가입되어 있는 기업에서

일하는 경향이 있다면 OLS 추정계수는 상향편이(upward bias)를 가지게 된다

횡단면 분석에서 피하기 힘든 내생성문제를 해결하는 방법은 아래의 고정효과 모델을

사용하여 문제가 되는 개인의 관측되지 않는 변수 μi 를 제거하는 것이다

Yit = β1Uit + β2Xit +β3Zt + εit (3)

여기서 Yit 는 Yit - Yi 에서 구한 값 즉 개인근로자의 임금을 각 시점에서 전체 분석시


간에서 구한 개인의 평균임금을 빼준 값이다 나머지 변수인 Uit Xit εit 도 동일한

방법으로 구해서 사용할 수 있다 새롭게 정리한 식(3)에서 보는 것처럼 기존의 임금방

정식에서 내생성의 문제를 내포했던 개인의 관측되지 않는 속성인 μi 가 제거된 것이다

따라서 β1 의 고정효과 추정 계수치는 에러항인 εit 이 모든 시점에서 각각의 독립변수

와 상관관계가 없다면 불편추정량의 성질을 가질 수 있다2) 최근의 통계프로그램은 고

정효과 분석모델에서 발생할 수 있는 에러항의 이분산(heteroskedasticity) 과 시계열상관

(serial correlation)을 교정하여 준다

패널자료를 이용한 이런 종류의 고정효과 분석모델에 있어서 추정계수의 일관성

(consistency)과 관련하여 중요시 되는 몇 가지 점을 본 장에서 간략히 언급하며 지나가

고자 한다 우선 고정효과 모델에서 추정하는 표본은 분석기간 동안 직장을 이동하는

직장이직자의 샘플을 활용하기 때문에 이 표본의 충분한 양을 확보하는 것이 중요하다

다행이 본 연구에서 직장을 이직한 총 2353개 표본 가운데 노동조합의 가입여부가 변

환 경우가 20에 도달하는 것으로 나타난다 또한 노동조합 조직유무에 따른 직장이동

과 관련하여 양방향에서 직장이동의 형태가 발생하는 것이 중요한데 간단히 요약하면

노조기업에서 비노조기업으로 그리고 반대로 비노조기업에서 노조기업으로 이동한 표본

이 골고루 분포하는 것으로 나타난다 또한 직장이동을 통하여 노조가입여부가 변한 표

본과 그렇지 않은 표본의 특성을 비교해 본 결과 직장이동 전후로 임금 및 근속년수의

변화가 거의 동일한 것으로 나타나는데 이는 고정효과에서 추정한 노조효과가 편이를

가질 확률이 적다는 추측을 할 수 있는 근거를 제시하고 있다 이상에서 간략히 설명한

내용은 실증분석 섹션에서 자세히 설명하기로 한다

III 자료분석

본 연구에서는 한국노동연구원에서 매년 조사하는 985172한국노동패널조사985173 1998년부터

2006년까지 9개년도 자료를 사용하였다 한국노동패널 조사는 도시지역에 거주하는 한국

의 가구와 가구원을 대표하는 패널조사로 1998년도에 전국 5000가구의 가구원 13321명

2) 관측되는 직업의 변화가 고용주 혹은 근로자 자신이 직장에서의 학습효과에 의해 발생했다면 고정효과를 이용한

노조더미 변수의 추정계수는 편이를 가질 수 있다 예를 들어 낮은 임금을 주는 무노조 기업에서 종사하던 (관측되

지 않는) 높은 능력을 가진 근로자들이 그들의 능력이 그들 자신 혹은 (외부)고용주에게 점차로 전파됨으로서 만일

그들이 높은 임금을 주는 노조기업으로 이동할 수 있다 반대의 경우도 고정효과 모델의 추정계수의 편이를 초래

할 수 있다 이런 정렬(sorting) 문제를 해결하기 위해서 Raphael(2000)의 연구는 비자발적으로 이직한 표본을 가지

고 노동조합의 임금효과를 추정하였다 불행히도 본 연구는 표본크기의 제약으로 이런 방법의 사용에 제약이 있음

을 명기하고자 한다


에 대하여 조사를 시작하였다 그 이후 조사에서도 원표본 가구 유지율이 75 이상을

유지하는 높은 성공률을 보여주고 있다 한국노동패널조사는 임금결정과 관련된 유용한

정보들을 제공하고 있는데 이에는 근로자가 속한 기업체 규모 등이 포함되어 있다 특

히 기업체 규모와 노동조합 가입여부와의 높은 상관관계를 고려할 때 기업체 규모를 통

제하는 것이 노동조합의 임금효과를 정확히 추정하는데 매우 중요하다(Miller and

Mulvey 1996) 본 연구에서는 지난 9년간 주된 일자리(main job)에서 주당 35시간 이상

근무한 상용직 임금근로자를 대상으로 하였다3) 임금변수는 월평균 임금에서 주당 근로

시간을 고려하여 매년 소비자물가지수로 나누어준 실질 시간당임금을 사용하였고 월 40

만원 이하의 근로자 약 임금근로자 가운데 하위 1의 표본을 제외하였다 본 연구에서

사용된 최종 표본의 크기는 20781개 이며 관측된 개인근로자의 수는 4689 명으로 개

인당 약 44 개의 관측치가 분석에 사용되었다

lt표 1gt은 연구에서 사용된 주요한 변수들의 기초통곅량 수치를 노동조합 가입여부에

따른 표본에 따라 비교하여 보여준다 먼저 시간당 실질임금에 로그를 취한 임금변수를

살펴보면 노동조합에 가입되어 있는 근로자의 평균값이 노동조합에 가입되있지 않은 근

로자의 평균값보다 036 log point 높음을 알 수 있다 이는 비노조 기업에 종사하는 근

로자의 실질 시간당임금이 노조기업 종사자의 약 70 수준에 미치는 것으로 계산된다

다음으로 교육년수의 차이를 살펴보면 노조기업 종사자의 교육수준이 평균 1년 정도 높

은 것으로 나타나며 이는 고학력자가 노조가 있는 기업으로 더 많이 취업함을 알 수가

있다 다음으로 노조-비노조간 직장의 근속년수의 차이인데 노조가입자의 현 직장 평균

근속년수가 96년 인데 반해 비노조기업 종사자의 평균 근속년수는 53년으로 무려 33

년의 차이를 보여주고 있다 이는 간접적으로 노동조합이 근로자의 직장안정성에 기여한

lt표 1gt 기초통계 노조원과 비노조원

노조원 비노조원

변수 평균 표준편차 평균 표준편차

시간당 로그임금 448 056 412 053

교육년수 1371 282 1276 304

나이 3766 941 3698 1049

근속년수 962 762 528 647

여성 027 044 040 049

결혼 033 047 042 049

표본크기 6019 14762

자료 노동연구원 985172한국노동패널조사985173 1998-2006

3) 어느 한 시점에서 개인이 다수의 직장을 다니는 경우 근로시간이 가장 긴 직장을 주된 일자리로 정의한다


부분이 어느 정도 있다는 것을 보여주고 있다(조동훈middot조준모 2007) 국내노동시장 임금

결정의 상당부분이 연공급제에 의해서 결정된다는 사실을 고려할 때 근속년수의 큰 차

이는 노조-비노조 임금격차를 넓히는데 큰 기여를 한다 성별 비교에 있어서는 여성근로

자가 남성근로자에 비해 비노조 기업에 종사하는 비율이 높음을 보여주는데 이는 또한

성별임금격차를 확대시키는 요인으로 작용 할 수 있다

다음으로 근로자가 속한 기업체 규모와 노동조합 조직여부와의 관계성을 보여주는 결

과가 lt표 2gt에서 제시되고 있다 근로자가 속한 기업체 규모를 10인 미만 10인 이상

30인 미만 30인 이상 100인 미만 100인 이상 300인 미만 300인 이상 1000인 미만과

1000인 이상의 기업으로 분류해서 그 분포를 노조기업과 비노조기업으로 비교하였다

아래의 표에서 살펴보면 노조가 조직되어 있는 기업체의 경우 10인 미만의 기업은 거의

존재하지 않으나 비노조기업의 경우 무려 30가 넘는 경우가 10인 미만의 소규모 기업

임을 알 수 있다 노조기업의 경우 300인 이상의 대기업 비중이 무려 70에 이르고 있

으나 비노조기업인 경우 15에도 못 미치고 있다 따라서 대규모 기업일수록 노동조합

조직이 현저하고 이를 적절히 통제하는 것이 노동조합의 lsquo순수rsquo 임금효과를 추정하는데

중요한 것임을 시사하고 있다

다음으로 lt표 3gt에서 노조-비노조 기업간 근로자가 속한 산업별 분포를 보여주고 있

다 Kruger and Summers(1988)의 연구 등이 근로자가 속한 산업이 임금과 중요한 상관

관계가 있는 것으로 추정하는데 근로자의 산업분포를 분석하는 것이 필요하다 국내 노

동시장의 경우 노동조합 가입여부에 상관없이 임금근로자의 30 이상이 제조업에 종사

하는 것으로 나타나며 그 다음으로 교육 및 보건산업에 종사하는 것으로 나타난다 노

조기업의 경우 운수통신 산업에 종사하는 근로자의 비율이 17이나 비노조기업의 경우

5에도 미치지 못하고 있다 또한 금융보험 산업의 경우 노조조직의 확률이 높은 것으

로 나타나며 비노조기업의 14에 이르는 근로자가 도소매업에 종사하는 것으로 나타난다

lt표 2gt 노동조합과 기업규모

기업체 규모 노조기업 비노조기업

1~9인 081 3196

10~29인 277 2354

30~99인 1004 2075

100~299인 1569 912

300~999인 1889 524

1000인 이상 5182 939



lt표 3gt 노동조합과 산업분포

산업분류 노조기업 비노조기업

광업 건설 354 615

제조업 3663 3088

전기운수통신 173 469

도소매 57 1351

숙박음식점업 079 417

금융보험임대 1071 491

공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

기타서비스 249 574


IV 실증분석결과

본 장에서는 노동패널을 사용한 노동조합의 임금효과 추정결과를 보여주고자 한다

실증분석의 주된 목적은 근로자의 임금을 결정하는 다양한 요소들을 최대한 통제하는

것이다 회귀분석에 사용된 독립변수는 근로자의 교육수준(년수) 나이 현직장 근속년수

결혼여부 등을 통제하였다 또한 근로자가 종사하는 직종과 산업을 대분류 기준으로 각

각 8개와 9개의 더미변수로 만들어 회귀분석에 사용하였다 노동조합 임금효과의 상당부

분이 기업체 특성과 연관성이 있기 때문에 이와 관련된 특징을 통제하는 것이 중요한데

노동패널조사에서 활용할 수 있는 기업체와 관련된 유일한 정보는 근로자가 종사하는

근로자의 규모이다 앞에서 살펴본 것처럼 대규모 기업이 노동조합에 가입할 확률이 크

기 때문에 이를 적절히 통제하는 것이 유용하다 기업체 더미변수는 10인 미만의 기업

체를 통제그룹으로 설정하고 종업원수 규모에 따라 10인 이상 30인 미만 30인 이상

100인 미만 100인 이상 300인 미만 300인 이상 1000인 미만과 1000인 이상의 기업으

로 총 5개 더미변수를 회귀방정식에 포함시켰다 또한 근로자의 현 주소지를 16개 시도

로 분류한 더미변수를 고려하였고 마지막으로 개인의 노동조합 가입여부 더미변수를 노

동조합의 임금효과 추정변수로 넣어주었다

lt표 4gt에서 임금방정식 추정결과를 보여주고 있는데 먼저 횡단면 분석결과를 살펴보

고자 한다 이 횡단면 회귀부석에 사용된 총 표본의 크기는 총 20781 개로서 지난

1998-2006년도 노동패널로부터 수집된 표본자료이다 먼저 노동조합 더미 변수가 임금에

미치는 추정계수의 크기는 0058 로서 통계적으로 유의한 값을 보여준다 즉 노동조합에

가입되어 있는 근로자는 관측되는 특성이 동일한 비노조기업에 종사하는 근로자


lt표 4gt 노동조합의 임금효과 추정식

OLS FE추정계수 표준오차 추정계수 표준오차

노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

300~999인 0188 0073 (0014)

1000인 이상 0264 0097 (0014)

시간더미 yes yes

직종더미 yes yes

산업더미 yes yes

지역더미 yes yes

R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781

주 괄호안의 값은 표준오차(standard error)이며 이분산(heteroskedasticity)과 시계열상관(serial correlation)

을 고려하였다

통계적으로 1에서 유의함



에 비해 임금이 약 6 정도 높게 나타나고 있다4) 이 수치는 동일한 회귀방정식을 추

정하여 구한 미국의 경우의 15 정도 보다 훨씬 낮게 나타나고 있다 기존 연구들에 나

타난 우리나라 노동조합의 임금프리미엄은 기업별 노조가 보편화된 영미형국가보다는 낮

고 산별노조가 보편화된 유럽국가들 보다는 높은 것으로 나타난다 만일 영미형 경제조

합주의가 활성화된다면 노동조합의 임금프리미엄은 증가할 것이고 유럽형 산업별 내지는

정치조합주의가 정착된다면 노동조합의 임금프리미엄은 감소하고 제도를 통한 사회적 임

금은 증가해 갈 것으로 예측된다

노동조합 더미변수 추정값외에 회귀방정식의 독립변수 계수값의 부호는 예상한 방향

으로 나온다 개인의 교육년수가 1년 증가하면 근로자의 임금을 평균 약 5 증가시키며

4) 전체국민을 대표할 수 있는 경제활동인구조사를 사용하여 본 연구에서 구한 노동조합 추정계수와 비교하였다

2006년도 8월 부가조사를 사용하여 동일한 변수를 통제하여 임금방정식을 추정할 경우 노동조합더미 추정계수는

약 008 로 나타나 노동패널을 이용한 결과와 큰 차이가 존재하지 않음을 보여주고 있다 노동조합 임금효과 2의

차이는 표본을 추출한 지역의 차이에 기인하는 것으로 예측되어 진다 경제활동인구조사의 경우 국내전체 지역에

서 추출하나 노동패널조사는 대도시(특히 서울과 부산이 전체표본의 약 50에 이르고 있음) 위주의 표본샘플이 이

루어 졌다


현 직장에서는 근속년수가 임금이 미치는 효과는 2 정도이다 결혼한 근로자의 임금이

미혼 근로자 임금보다 약 13 높게 나타나며 여성근로자의 임금은 동일한 인적수준을

소유한 남성근로자 보다 약 27 낮은 것으로 나타나 국내노동시장의 성별임금격차가 여

전히 크게 존재함을 알 수 있다 다음으로 근로자가 속한 기업체 규모가 임금수준에 미

치는 효과를 살펴보면 10인 미만 기업체를 기준으로 해서 10인 이상 30인 미만 기업체

에 종사하는 근로자의 평균임금은 약 85 정도 높은 것으로 나타난다 계속해서 100인

미만 혹은 300임 미만의 기업체 규모 효과는 대략 92에서 10 사이를 보여주고 있다

기업체 규모가 300인 이상의 대기업인 경우 근로자 임금에 미치는 효과는 188로 급속

히 증가하며 기업체 규모 1000인 이상의 경우는 무려 10임 미만에 종사하는 근로자에

비해 임금상승 효과가 26를 넘어서고 있다 한 가지 흥미로운 결과는 10인 미만의 기

업을 기준으로 중소규모에서는 임금상승효과가 거의 발견되지 않는 미국에 비해 국내에

서는 300인 미만의 중소기업체의 임금상승효과도 존재하는 것으로 나타난다(Brown and

Medoff 1989)

횡단면 분석에서 살펴본 노동조합의 임금계수 추정값은 관측되지 않는 근로자의 특성

(예를 들어 타고난 능력 혹은 동기)이 노동조합이 존재하는 기업의 선택과 상관관계가

있으면 편이를 초래한다 물론 이때 편이의 방향은 이 두변수와의 상관관계의 방향에

의해 결정된다 이 문제를 해결하기 위해 노동패널 자료를 이용한 고정효과 모델 추정

계수값이 lt표 4gt에 오른쪽 열에 표시되어 있다 고정효과 모델에서 추정하는 방법은 전

체표본 가운데서 근로자가 직장이동을 통해서 노동조합 가입여부를 변경한 근로자들의

임금변화를 추정하는 것이다 따라서 고정효과 실증분석결과에서 보여주는 노동조합 더

미변수의 계수값이 의미하는 바는 근로자가 어느 한 시점에서 직장이동을 통해서 노조

가 없는 기업에서 노조가 존재하는 기업으로 이동했을 때 임금변화의 비율이다 고정효

과 모델에서 보여주는 노조효과의 크기인 0023 의 의미는 노조가 없는 기업에 종사하

던 근로자가 노조가 있는 기업으로 이동했을 경우 다른 근로자 혹은 직장의 특성이 동

일했을 때 임금의 상승분이 약 23임을 의미한다 따라서 횡단면 분석에서 보여준 노

조 임금효과의 크기와 비교하면 약 60 정도 감소했음을 알 수 있다 이 결과를 기초로

해서 우리는 보이지 않는 근로자의 특성과 노조가 있는 기업에 종사하는 상관관계 사이

의 양(+)의 관계가 존재함을 유추해 볼 수 있다 예를 들어 데이터에서 발견되지 않는

개인의 능력이 높을수록 노조가 조직되어 있는 기업에 종사할 확률이 높다고 할 수 있

다 따라서 우리는 횡단면 분석에서 추정되어진 노동조합이 임금상승에 미치는 효과의

크기는 상향편이 되었음을 알 수 있다 이 결과는 우리가 관측되는 개인의 여러 특성들

을 고려해도 횡단면 분석에는 그 한계가 있으며 개인의 구체적인 생산성과 관련된 특성


들이 적절히 고려되어져야 함을 제시하고 있다 가령 설문조사에서 발견되는 각 개인의

교육수준을 통제한다고 하더라도 교육의 질적인 측면은 매우 다를 수 있고 이것이 노조

여부를 포함한 기업을 선택하는데 다른 형태로 작용할 수 있다 같은 4년제 대학졸업자

라 하더라도 대학의 질적 수준을 고려하지 않는 다면 우리가 통상 회귀분석에서 사용하

는 인적자본의 통제가 정확히 고려했는지에 대해서 다시 한 번 검토해 보아야 할 것이다

노동조합의 추정계수 외의 변수들의 고정효과 계수값을 살펴보면 흥미로운 몇 가지

점을 살펴 볼 수 있다5) 우선 직장이동시 새로운 직장에서의 근속년수가 현 임금에 미

치는 효과는 45 로서 횡단면 분석의 결과보다 2 배 이상 큼을 발견 할 수 있다 이것

은 근로자의 기술수준을 일반적부분(general skill)과 회사특성부분(firm-specific skill)으로

분류할 때 새로운 직장에서 습득하는 기술수준이 시간에 흐름에 따라 증가허여 근로자

의 임금상승을 급속히 유도한다는 것이다 이는 기존의 연구와 매우 흡사한 결과를 보

여주고 있다(Kletzer 1989) 다음으로 기업체 규모가 근로자의 임금에 미치는 효과의 크

기도 횡단면 분석과 비교하여 상당히 감소함을 발견 할 수 있다 10인 미만 기업체에

종사하는 근로자가 10인 이상 30인 미만 규모의 직장으로 이직할 경우 임금수준은 47

상승함을 보여주고 있다 기업체 규모가 임금에 미치는 효과는 근로자수가 증가 할수록

점차 증가하여 규모가 1000인 이상인 경우의 임금상승효과는 약 10에 이르고 있다

이 크기는 횡단면 분석의 결과인 임금효과 264 의 절반에도 미치지 못하는 수준으로

기업체 규모가 근로자의 임금에 주는 영향이 고정효과 분석에서 상당히 감소함을 보여

준다 이는 노동조합의 경우와 마찬가지로 능력이 높은 근로자가 대기업에 종사할 연관

성이 매우 높음을 의미한다

우리는 횡단면 분석과 고정효과 분석과의 결과를 비교함에 있어서 중요한 두 가지 질

문에 직면하게 된다 첫 번째는 고정효과에서 구한 노조의 임금효과 추정계수의 안정성

조사(robustness check)이다 패널자료를 이용한 고정효과 분석이 횡단면 분석에서 발생

할 수 있는 내생성문제를 치유하는 장점이 있으나 고정효과 분석에서 이용되는 표본은

결국 직장이동시에 노동조합 가입여부도 동시에 바뀌는 경우이다 따라서 직장을 이동하

면서 노조가입여부가 바뀌지 않는 표본과의 임금수준 변화에 있어서 괴리성이 만일 존

재한다면 이는 노조임금효과 추정 계수치가 하향편이(downward-bias)의 가능성이 존재

한다 이에 대한 논의는 다음 장에서 자세히 논의하고자 한다 두 번째 직면하는 질문은

크기는 매우 작지만 여전히 존재하는 노동조합의 임금효과를 어떤 식으로 해석하느냐

하는 문제이다 이에 대한 제기될 수 있는 다양한 가설들을 비교분석해 보고자 한다 특

5) 고정효과 추정 계수치에서 여성더미의 계수가 없는 이유는 시간의 흐름에 따라 성별이 전혀 변하지 않는 고정변수

이기 때문이다 나이의 경우 매년 1년씩 증가하므로 차분을 이용한 고정효과 추정에서는 사라지게 된다


히 본 연구에서는 노조-비노조 기업간 근로자의 직장이동과 노조부문과 비노조부문간

임금결정체계를 분석하여 이 두부문간 이중노동시장(dual labor market)이 존재하는지의

관점에서 접근하고자 한다 이에 대한 자세한 논의도 다음 장에서 전개된다

V 내생성 문제

앞에서 언급한 것처럼 고정효과 모델은 횡단면 분석에서 항상 제기되는 관측되지 않

는 근로자의 특성과 관심이 되는 선택더미변수와의 내생성문제이다 이를 치유하는 방법

으로 만일 관측되지 않는 근로자의 특성이 시간의 흐름에 따라 고정되어 있다면 패널자

료를 사용하여 이를 평균하여 차분하는 방법으로 제거할 수 있는 큰 장점이 있다 그러

나 댓가없는 점심이 없다는 유명한 한 경제학자의 말처럼 고정효과 분석에서도 이와 관

련해서 발생 할 수 있는 두 가지 정도의 직장이동과 관련한 내생성 문제가 있다 첫 번

째로 제기되는 문제는 직장이동의 발생이 완전히 임의적(random)한 사건이 아니라는 점

이다 예를 들어 근로자 자신이 (혹은 고용주가) 노동조합이 없는 직장에서 근무하는 가

운데 시간이 흐름에 따라 자신의 능력이 현 직장에 비해 높다는 것을 발견했다고 가정

하자 이에 근로자는 직장을 노동조합이 조직되어 있는 직장으로 옮긴 후에 과거에 비

해 더 높은 임금을 받는데 이는 노동조합의 임금상승효과라기 보다는 근로자 자신의 생

산성과 일치하는 새로운 직장으로 옮긴 이유 때문인 것이다 이를 고려하기 위해서

Raphael (2000)의 최근 연구는 비자발적 요인으로 직장을 옮긴 근로자의 표본을 가지고

노조의 임금효과를 분석하였다 그러나 비자발적근로자(displaced workers)를 사용하는

경우라도 새로 구하는 직장과 관련한 자기선택의 문제로 부터는 여전히 자유롭지 못하

는 단점이 있다 이 부분과 관련해서 과연 비자발적이직자들의 표본을 사용하는 것이

바람직스러운지에 대한 논의도 충분치 않고 불행히도 본 연구에서 사용된 노동패널조사

에서 직장이직사유가 상당부분 빠져있기 때문에 이를 사용하는 것은 불가능했음을 명기

해 두고자 한다

두 번째로 고정효과 모델과 관련하여 제기되는 내생성의 문제는 직장을 옮긴 표본만

을 대상으로 추정계수값이 계산되기 때문에 발생한다 더욱이 직장이동과 관련하여 노조

의 가입여부 형태가 바뀐 근로자만을 고정효과 모델에서는 그 분석 대상으로 한다 따

라서 주어진 분석기간 동안에 직장이동은 하였으나 노조가입여부가 변하지 않는 표본은

분석대상에서 제외된다 어떤 근로자가 주어진 분석기간 중에서 직장을 옮겼으나 이전직

장과 현재직장 모두 노동조합이 조직되어 있다고 이 근로자의 임금이 직장을 옮기면서


노조가입 여부도 바뀐 근로자의 임금과 현저하게 다르다면 이는 고정효과에서 추정된

노조임금효과 추정계수치의 편이를 가져올 수 있다 예를 들어 직장을 옮기면서 노조가

입여부가 변하지 않는 근로자들의 임금이 평균적으로 비노조에서 노조기업으로 직장을

옮김 근로자들보다 높다라면 고정효과에서 추정된 노조임금효과 추정계수는 하향편이를

가져온다 물론 반대의 경우 즉 노조가입여부가 변하지 않으면서 직장이직자들의 평균임

금이 상대적으로 낮다면 고정효과 추정계수의 상향편이를 가져온다

아래 lt표 5gt에서 직장이동과 관련하여 노조가입 여부가 바뀐 그룹과 그렇지 않은 그

룹간 직장이동을 통한 임금변화를 보여주고 있다 1998년부터 2006년 까지 직장이동을

한번이라고 경험한 표본의 크기는 2353 개로서 전체 분석 대상 크기의 10 이상을 차

지하고 있다 이때 직장이동을 통해서 노동조합의 가입형태가 변하지 않는 표본은 1936

개로 그들의 직장이동전 평균임금은 시간당임금에 로그를 취한 값을 기준으로 394 log

point 이며 직장 이직후 새로운 직장에서 받는 평균임금은 404 log point 로서 약 010

log point 증가했음을 보여주고 있다 반면에 직장이직을 통하여 노동조합 가입여부 또

한 변한 표본 417 개를 대상으로 추정한 직장 이직전 시간당 평균 로그임금 수준은

408 이며 직장 변동후 임금수준은 417 log point 로서 약 009 log point 증가함을 보

여주고 있다 이는 앞에서 살펴본 노조가입여부가 변화지 않은 표본의 임금변화와 매우

흡사함을 보여주고 있어 이 두 그룹사이의 현저한 임금변동이 관측되지는 않고 있다

또한 직장이동후 새로운 직장에서의 임금수준은 현 직장 근속년수에 따라 급속히 상승

한다는 점을 고려해도 이 두 집단간 근속년수의 차이는 거의 없는 것으로 나타난다 이

상을 종합해 보건대 직장이동을 하면서 노조기업에서 노조기업으로 혹은 비노조기업에서

비노조기업으로 이동한 근로자의 표본이 고정효과 모델의 추정계수가 편이를 가지도록

그 원인을 제공했다고는 보기 힘들다고 할 수 있다

lt표 5gt 직장이동과 임금변화

구 분 노조가입불변자 노조가입변동자

직장변동전 평균임금 394

(048)

408

(051)

직장변동후 평균임금 404

(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)

현직장 근속년수 071

(100)

083

(164)

표본크기 1936 417

주 괄호안의 수치는 표본오차(standard deviation)이다


VI 노동조합의 임금효과 원인분석

본 장에서는 그 효과의 크기는 작지만 패널분석을 이용한 고정효과 모델에서도 여전

히 존재하는 노동조합 임금상승효과의 원인에 대하여 분석하고자 한다 앞에서 살펴본

것처럼 고정효과 추정결과에 의하면 노동조합이 동일한 특성을 가진 비노조 근로자에

비해 노조가입 근로자의 시간당 임금을 약 23 증가시키는 것으로 나타나고 있다 물

론 이 추정계수의 크기는 기존의 횡단면 분석에서의 크기보다는 상당히 적은 값이며 미

국에서의 노조임금효과 크기보다도 매우 낮은 수준이다 이는 물론 생산성이 높은 근로

자가 상대적으로 노조가 조직되어 있는 기업에 종사함으로서 발생하는 횡단면 분석에서

의 상향편이를 고려한 것이 중요한 요인일 것이다

노동조합이 근로자의 임금을 상승시키는 원인을 몇 가지 측면에서 살펴보고자 한다

우선 첫 번째로 노동조합은 기본적으로 노동조합의 임금상승과 고용안정의 그 목적을

두며 조합원들에게 가입비를 받고 그 활동을 전개한다 한국에서의 노조임금효과의 크기

가 상대적으로 낮은 이유는 노동조합 가입비가 적은 이유에 기인 할 수 있다 물론 회

사마다 노동조합 가입비가 상이하기는 하나 노조가입비가 근로자 월급의 1 미만인 점

을 고려하면 국내노동시장에서의 노조의 임금상승효과 23 는 납득이 갈 수 있다 외

환위기 이후 불어 닥친 고용불안은 노사관계 갈등의 핵심요인이 되었다 외환위기 이후

짧은 회복기를 거치면서 저성장시대에 진입하면서 노사관계에 있어 임금보다는 고용불안

정 이슈가 더 큰 화두가 되었다 근로자가 노동조합에 가입하는 원인은 보다 높은 임금

인상에 대한 기대도 있지만 노동조합이 통상해고 정리해고 등 다양한 비자발적 이직률

을 줄이는데 기여할 수 있기 때문이다 또한 노동조합은 고충처리 기제를 설치하여 직

장내 갈등을 사전 예방함으로써 근로자의 직장내 만족도를 높이고 결과적으로 근로자의

자발적 이직률을 줄 일 수 있다(Freeman and Medoff 1984) 따라서 노동조합의 프리미

엄이 단순히 보다 높은 임금보다는 보다 높은 직업안정성(job stability)이라는 암묵적 혜

택(implicit benefit)이 노동조합의 직장 프리미엄으로 작용할 가능성이 높아졌다 노동조

합이 조직된 사업장에서 상대적으로 높은 수준의 고용안정이 보장됨에 따라 이들 사업

장에 구직경쟁이 심화되고 취업을 하지 못한 근로자는 무노조 사업장에 초과공급되면서

무노조 사업장의 임금 및 고용안정 등의 근로조건이 악화될 수 있다

두 번째로 생각해 볼 수 있는 노조의 임금상승효과의 원인은 유효임금가설(efficiency

wage hypothesis)이다 노조가 있는 기업의 고용주가 근로자의 잦은 이직과 이론인한

추가 노동비용을 낮추려는 목적에서 혹은 근로자를 감시(monitoring)하는 비용은 너무


커서 이를 줄이려는 목적으로 시장에서 형성된 가격보다 높은 가격을 근로자에게 지불

하는 것이다(Kruger and Summers 1988) 실제 설문조사를 통해 제시되는 결과는 노조

가 조직되어 있는 근로자의 직장이직율이 낮고 또한 직장에서의 만족도도 높게 나타난

다 그러나 이에 대한 구체적 논의는 엄밀한 이론을 세우고 이를 실증분석에서 뒷받침

해야 할 것이다

세 번째로 생각해 볼 수 관점은 노동조합의 임금효과를 정확히 추정하기 위해서 과연

연구자가 기업체 특성을 적절히 통제했냐는 것이다 사실 노조의 임금효과의 상당부분은

기업체 특성과 높은 상관관계에 있음을 짐작 할 수 있다 예를 들어 이윤을 많이 창출

하는 대기업에서 근로자에게 상대적으로 높은 임금을 주는데 만일 이 기업에 노동조합

이 조직되어 있다고 가정하자 이때 연구자가 각 기업체의 매출액 혹은 이윤에 대한 크

기를 고려하지 못한다면 이윤이 많이 창출하는 기업에서 고임금을 지불하는 것이 마치

노동조합의 임금효과로 해석되어 질 수 있다 따라서 노동조합의 임금효과를 추정하는

분석에서 기업체의 다양한 특성을 통제하는 것이 매우 중요하나 이에 대한 정보가 현실

조사에서 매우 제한된 점을 인정하지 않을 수 없다 다만 이에 대한 논의를 전개하는

차원에서 노조의 임금효과를 추정하는 회귀방정식에서 기업체 규모의 역할을 보여주고자

한다 아래 lt표 6gt에서는 기업체 규모를 통제하지 않는 상태에서의 노동조합 임금효과

크기를 보여주고 있다 먼저 횡단면 분석 결과를 기업체 규모를 통제한 lt표 4gt와 비교

lt표 6gt 노동조합의 임금효과 추정식 기업체 규모제외

OLS FE

추정계수 표준오차 추정계수 표준오차

노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0022 (0000) 0014 (0001)

여성 -0272 (0006)

기혼 유배우 0137 (0007) 0045 (0008)

기업체규모 no no





R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다





해 보면 기업체 규모를 통제하지 않은 상태에서 구한 노동조합의 임금효과 추정계수는

0136으로 기업체 규모를 통제한 뒤에 구한 추정계수 0058 보다 무려 2배 이상 높게

나타나고 있다 이는 기업체 특성을 적절히 고려하지 않은 상태에서 구한 노조의 임금

효과는 매우 상향편이 됨을 알 수 있다 즉 기업체 규모가 클수록 노동조합에 가입할

확률이 크고 만일 대기업이 중middot소기업에 비해 높은 이윤을 창출하여 근로자에게 상대

적으로 고임금을 지불한다면 이는 노조의 임금상승효과라기 보다는 기업체 특성이 근로

자 임금에 미치는 효과로 해석되어져야 할 것이다 규모의 크기는 상대적으로 작으나

고정효과 모델에서의 노조 임금효과 추정치를 비교해도 기업체 규모를 통제하지 않은

경우의 노조의 임금효과 크기는 더 크게 나타나고 있다 이는 노동종합의 임금효과 크

기를 추정하는데 있어서 최소한 기업체 혹은 사업체 규모를 통제하는 것이 매우 필요함

을 보여준다

마지막으로 노동조합 조직여부에 따른 이중노동시장(dual labor market)의 존재여부를

검증해 보는 것이다 이중노동시장 가설에 의하면 전체 노동시장은 높은 임금과 좋은

근로환경을 제공해 주는 일차부문(primary sector)과 저임금과 열악한 근로환경을 제공해

주는 이차부문(secondary sector)로 나눌 수 있다는 점이다(Doeringer and Piore 1971)

만일 노동조합이 조직되어 있는 분야가 일차부문이고 노동조합이 결성되어 있지 않은

부문과 임금을 포함한 근로자의 여러 혜택 면에서 분리되어 있다면 이중노동시장 존재

여부에 대한 직간접인 테스트를 해 볼 수 있다 노조조직 여부에 따른 이중노동시장의

존재는 근로자의 직장이동의 행태의 차이를 가져 올 수 있다 다시 말하면 임금을 포함

한 좋은 근로환경을 제공하는 일차부문으로의 진입이 상대적으로 이차부문으로의 진입보

다 어려울 것이며 상당한 경쟁 혹은 줄서기 형태로 나타날 수 있다 다음 lt표 7gt에서

분석기간 가운데 직장을 이동한 근로자의 노조조직 여부에 따른 이동형태를 보여주고

있다 먼저 노동조합이 조직되어있던 전 직장에서 노동조합이 있는 새로운 직장으로 이

동한 경우는 전체 335개 중에서 92개를 차지하여 약 27 근로자만이 동일하게 노조기

업에서 노조기업으로 이동했음을 보여준다 반면에 다수인 73의 근로자가 노조기업인

전 직장에서 노조가 없는 새로운 직장으로 이동했음을 보여주고 있다 그리고 비노조기

업인 전 직장에서 노조가 있는 새로운 기업으로 이동한 근로자의 비율은 전체 근로자

2018 중에서 266 개로 15에 불과함을 보여주는데 이는 비노조기업에서 노동조합이 조

직되어 있는 직장으로 옮기는 것이 매우 힘든 상황임을 보여준다 이는 이차부분에서

일차부문으로의 이동이 힘들다는 이중노동시장 가설을 간접적으로 증명하고 있다


lt표 7gt 직장이동과 노조가입형태 변동

노조기업 비노조기업 전체표본

노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353

주 열에 있는 노조-비노조 기업은 전 직장을 기준으로 정해졌으며 행에서 표시한 노조유무는 현 직장 기준임


이중노동시장의 존재를 증명하는 방법 가운데 가장 폭넓게 사용되는 방법은 lsquo동일한rsquo

특성을 소유한 근로자들이 그들이 일하는 섹터에 따라 임금보상이 다르게 받는지를 살

펴보는 것이다(Dickens and Lang 1985) 일반적으로 이중노동시장 존재여부와 관련된

실증분석을 시도하기 위해서 근로자의 인적속성에 대한 노동시장에서의 보상이 현저히

다르게 나타나는 지를 점검해 보는 것이다 예를 들어 근로자의 임금수준을 결정하는

가장 중요한 인적자본(human capital) 가운데 교육수준이 임금수준에 미치는 효과를 분

석한다고 하자 만일 노조기업에서의 교육수준에 대한 보상이 체계적으로 비노조기업과

다르다면(예를 들어 크다면) 이것은 노조조직 여부에 따라 두 노동시장이 분리되어 있

다는 증거가 될 수 있다 이 두 집단간 임금결정의 통계적 상이성을 보여주기 위해서

노동조합에 가입된 근로자의 표본과 그렇지 않는 표본을 각기 나누어서 임금방정식을

추정하였다 다음 lt표 8gt에서 각기 추정된 계수들을 노조유무에 따라 비교해서 보여주

고 있는데 관측되는 여러 인적속성에 대한 노동시장에서 가격의 차이가 존재하는 것으

로 보인다 예를 들어 노조기업에 근무하는 근로자의 경우 다른 특성이 동일한 경우 추

가적인 1년의 교육년수 증가는 56의 임금상승의 효과가 있는 반면에 비노조기업에 종

사하는 근로자의 교육수익률은 그보다 08 point 낮은 48의 임금상승 효과가 있는

것으로 나타난다 이는 동일한 인적자본에 대해서 노조기업 부문에서 보다 높은 가격보

상을 해줌으로 이것이 이 두부문간 임금격차를 초래하는 원인으로 작용한다 교육년수

뿐만 아니라 현 직장에서의 근속년수가 임금상승에 미치는 효과도 노조부문에서 비노조

부문에 비해 크게 나타나는 것으로 보인다 여성에 대한 임금격차도 노조부문이 약 21

로 나타나는데 비해서 비노조부문에서는 그 크기가 약 29에 이르러 노조가 조직되어

있는 직장에 근무하는 여성의 대우가 비노조 직장보다 높은 것으로 나타난다 이상을

종합해 보았을때 노조기업에서의 관측되는 근로자 특성에 대한 보상이 비노조기업보다

높은 것으로 나타나는데 이를 토대로 노조-비노조 부문간 이중노동시장이 존재하는 것으

로 추측할 수 있다 노조와 비노조 부문간 결정되는 가격의 차이가 통계적으로 상이한

지를 검증하는 Chow-Test의 F 통계량값도 1017로 나와서 이 두 부문간 가격의 차이가


없다는 귀무가설을 기각한다

이상의 결과를 종합하면 국내노동시장에서의 노조임금효과의 크기는 관측되지 않는

근로자의 특성을 고려하면 상당히 적은 것으로 나타난다 이는 노동조합 가입비가 월급

에 비해 적은것임을 고려하면 납득이 가는 수준이며 여전히 존재하는 노조의 임금효과

의 원인은 기업체 특성효과와의 혼재와 유효임금가설등의 설명이 제기될 수 있다 그러

나 가장 설득력 있는 이유는 노조-비노조 부문간 존재하는 서로 다른 임금결정방식에 기

인하는 이중노동시장이라는 노동시장 구조적 문제에서 찾을 수 있다

lt표 8gt 임금방정식 회귀분석결과 노조기업과 비노조기업

노조기업 비노조기업


교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)

기업체규모 yes yes





R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762

주 괄호안의 값은 표준오차(standard error)이며 이분산(heteroskedasticity)을 고려함




VII 결 론

본 연구는 한국노동연구원에서 매년 조사하는 985172한국노동패널조사985173 1998년부터 2006년

까지 9개년도 자료를 사용하여 노동조합이 임금에 미치는 효과를 국내최초로 패널분석

을 시도하였다 횡단면 회귀분석을 통하여 구한 노동조합이 임금에 미치는 추정계수의

크기는 0058 로서 노동조합이 동일한 특성을 가진 비노조 기업에 종사하는 근로자의

비해 노조원의 실질임금을 약 6 정도 상승하는 것으로 나타난다 그러나 관측되지 않


는 근로자의 특성과 노조가입여부와의 상관관계로 발생하는 내생성문제(endogenous

problem) 문제를 해결하기 위해서 본 연구는 패널자료를 활용하여 고정효과 분석모델을

가지고 추정하였다 고정효과 모델이 가지는 기존 횡단면 분석에 대한 장점은 근로자의

관측되지 않는 특성이 만일 시간의 흐름에 따라 동일하다면 이것이 노동조합 선택에 미

치는 효과를 시간에 흐름에 따라 차분함으로서 적절히 통제할 수 있는 장점이 있다

고정효과 실증분석결과에서 보여주는 노동조합 더미변수의 계수값이 의미하는 바는

근로자가 어느 한 시점에서 직장이동을 통해서 노조가 없는 기업에서 노조가 존재하는

기업으로 이동했을 때 임금변화의 비율이다 고정효과 모델에서 보여주는 노조효과의 계

수크기는 0023로 추정되었는데 이 수치의 의미는 노조가 없는 기업에 종사하던 근로

자가 노조가 있는 기업으로 이동했을 경우 다른 근로자 혹은 직장의 특성이 동일했을

때 임금의 상승분이 약 23임을 의미한다 따라서 횡단면 분석에서 보여준 노조 임금

효과의 크기와 비교하면 약 60 정도 감소했음을 알 수 있다 이 결과를 기초로 해서

우리는 보이지 않는 근로자의 특성과 노조가 있는 기업에 종사하는 상관관계 사이의 양

(+)의 관계가 존재함을 유추해 볼 수 있다 또한 기존의 횡단면 분석에서 보여준 노조의

임금효과는 상당히 상향편이(upward-bias)되었을 가능성을 제기하고 있다 본 연구에서

시도한 고정효과 모델이 근로자의 직장이동과 관련하여 초래할 수 있는 또 다른 형태의

내생성 문제를 고려하였으나 직장이동시 노조가입여부가 변한 표본과 변하지 않은 표본

간 직장이직으로 인한 임금변화의 크기가 거의 동일한 것으로 발견되었다 따라서 직장

이동을 하면서 노조기업에서 노조기업으로 혹은 비노조기업에서 비노조기업으로 이동한

근로자의 표본이 고정효과 모델의 추정계수가 편이를 가지도록 그 원인을 제공했다고는

보기 힘들다고 할 수 있다

고정효과 모델을 통해서 (작기는 하지만) 여전히 존재하는 노조의 임금효과의 원인에

대해서 몇 가지 가설들을 살펴보았다 가장 설득력있게 제기되는 설명중 하나는 노동조

합이 조직되어 있는 분야와 노동조합이 조직되어있지 않은 두 부분으로 노동시장이 분

리되어 있다는 이중노동시장 이론이다 노동조합이 조직되어 있는 분야가 일차부문이고

노동조합이 결성되어 있지 않은 부문과 임금을 포함한 근로자의 여러 혜택 면에서 분리

될 가능성을 중시하는 이중노동시장 존재여부에 대한 두 가지 테스트를 본 연구에서는

시도하였다 먼저 직장이동의 형태를 살펴본 경우 대부분의 직장이동이 비노조 기업에서

비노조 기업으로 이동하였으며 비노조 기업에서 노조기업으로 이동한 근로자의 경우가

적다는 것을 판단해 보건데 일차시장인 노조기업으로의 진입이 쉽지 않음을 알 수 있

다 또한 노조기업에서의 관측되는 근로자 특성에 대한 보상이 비노조기업보다 높은 것

으로 나타나는데 이를 토대로 노조-비노조 부문간 이중노동시장이 존재하는 것으로 추측


할 수 있다 노조와 비노조 부문간 결정되는 가격의 차이가 통계적으로 상이한지를 검

증하는 결과에서도 이 두 부문간 가격의 차이가 없다는 귀무가설을 기각한다






인하는 이중노동시장이라는 노동시장 구조적 문제에서 찾을 수 있다 한 가지 주의할

점은 노동조합 임금효과 실증분석 결과에 편이를 가져올 수 있는 두 가지요인 즉 위협

효과(threat effect)와 파급효과(spillover effect)의 존재 가능성이다 만일 위협효과가 존

재하면 비노조기업 종사자의 임금을 상승시켜서 결국 노조임금효과의 추정값을 과소추정

(under estimate)하는 결과를 초래한다 반대로 만일 파급효과가 존재하면 독점노조의

임금상승이 근로자의 해고를 초래하고 이로 인한 비노조부문의 노동공급을 상승하여 임

금을 하락시킨다 이는 결국 노조임금효과의 추정값을 과대추정(over estimate)하는 결과

를 초래 할 수 있다 따라서 향후 연구는 이에 대한 적적한 고려를 요구한다

∥참고문헌∥

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Miller Paul and Mulvey Charles ldquoUnions Firm Size and Wagesrdquo The Economic

Record 72 (1996)138-153


조 동 훈

1)

lt요 약gt

본 연구는『한국노동패널조사985173 1998년부터 2006년까지 9개년도 자료

를 사용하여 노동조합이 임금에 미치는 효과를 국내최초로 패널분석을

시도하였다 횡단면 회귀분석을 통하여 구한 노동조합이 임금상승에 미

치는 효과는 약 58로 추정되었다 그러나 관측되지 않는 근로자의 특

성과 노조가입여부와의 상관관계로 발생하는 내생성문제(endogenous

problem) 문제를 해결하기 위해서 본 연구는 패널자료를 활용하여 고

정효과 분석모델을 가지고 추정하였다 고정효과 모델이 가지는 기존

횡단면 분석에 대한 장점은 근로자의 관측되지 않는 특성이 만일 시간

의 흐름에 따라 동일하다면 이것이 노동조합 선택에 미치는 효과를 시

간에 흐름에 따라 차분함으로서 적절히 통제할 수 있는 장점이 있다

고정효과 모델을 통하여 추정된 노조의 임금상승효과는 약 23 로서

횡단면 추정값과 비교하면 무려 60 정도 감소했음을 알 수 있다 이

결과를 기초로 해서 우리는 보이지 않는 근로자의 특성과 노조가 있는

기업에 종사하는 사이의 양(+)의 상관관계가 존재함을 유추해 볼 수 있

다 그로인해 기존의 횡단면 분석의 연구결과가 상당부분 상향편이

(upward-bias) 되었을 가능성을 제기하고 있다 고정효과 모델을 통해

서 (적기는 하지만) 여전히 존재하는 노조의 임금효과의 원인에 대해서

몇 가지 가설들을 살펴본 결과 가장 설득력있게 제기되는 설명중 하나

는 노동조합이 조직되어 있는 분야와 노동조합이 조직되어있지 않은 두

부분으로 노동시장이 분리되어 있다는 이중노동시장 이론이다 직장이

동의 형태를 살펴본 경우 대부분의 직장이동이 비노조 기업에서 비노조

기업으로 이동하였으며 비노조 기업에서 노조기업으로 이동한 근로자

의 경우가 적다는 것을 판단해 보건데 일차시장인 노조기업으로의 진입

이 쉽지 않음을 알 수 있다 또한 노조기업에서의 관측되는 근로자 특

성에 대한 보상이 비노조기업보다 높은 것으로 나타나는데 이를 토대로

노조-비노조 부문간 이중노동시장이 존재하는 것으로 추측할 수 있다

핵심주제어 노동패널 노동조합 고정효과

한림대학교 경제학과 (hoonchohallymackr)

23


I 서 론

















































































































Yi = β0 + β1Ui + β2Xi + εi (1)










될 것이다



















































III 자료분석




































시간당 로그임금 448 056 412 053

교육년수 1371 282 1276 304

나이 3766 941 3698 1049

근속년수 962 762 528 647

여성 027 044 040 049

결혼 033 047 042 049

표본크기 6019 14762





























1~9인 081 3196

10~29인 277 2354

30~99인 1004 2075

100~299인 1569 912

300~999인 1889 524

1000인 이상 5182 939





광업 건설 354 615

제조업 3663 3088


도소매 57 1351



공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

기타서비스 249 574

























노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

300~999인 0188 0073 (0014)

1000인 이상 0264 0097 (0014)





R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)


(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0022 (0000) 0014 (0001)

여성 -0272 (0006)

기혼 유배우 0137 (0007) 0045 (0008)






R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153


I 서 론

















































































































Yi = β0 + β1Ui + β2Xi + εi (1)










될 것이다



















































III 자료분석




































시간당 로그임금 448 056 412 053

교육년수 1371 282 1276 304

나이 3766 941 3698 1049

근속년수 962 762 528 647

여성 027 044 040 049

결혼 033 047 042 049

표본크기 6019 14762





























1~9인 081 3196

10~29인 277 2354

30~99인 1004 2075

100~299인 1569 912

300~999인 1889 524

1000인 이상 5182 939





광업 건설 354 615

제조업 3663 3088


도소매 57 1351



공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

기타서비스 249 574

























노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

300~999인 0188 0073 (0014)

1000인 이상 0264 0097 (0014)





R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)


(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0022 (0000) 0014 (0001)

여성 -0272 (0006)

기혼 유배우 0137 (0007) 0045 (0008)






R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153




















































































Yi = β0 + β1Ui + β2Xi + εi (1)










될 것이다



















































III 자료분석




































시간당 로그임금 448 056 412 053

교육년수 1371 282 1276 304

나이 3766 941 3698 1049

근속년수 962 762 528 647

여성 027 044 040 049

결혼 033 047 042 049

표본크기 6019 14762





























1~9인 081 3196

10~29인 277 2354

30~99인 1004 2075

100~299인 1569 912

300~999인 1889 524

1000인 이상 5182 939





광업 건설 354 615

제조업 3663 3088


도소매 57 1351



공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

기타서비스 249 574

























노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)


(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

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기혼 유배우 0137 (0007) 0045 (0008)






R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153



















































Yi = β0 + β1Ui + β2Xi + εi (1)










될 것이다



















































III 자료분석




































시간당 로그임금 448 056 412 053

교육년수 1371 282 1276 304

나이 3766 941 3698 1049

근속년수 962 762 528 647

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결혼 033 047 042 049

표본크기 6019 14762





























1~9인 081 3196

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제조업 3663 3088


도소매 57 1351



공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

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노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

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근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

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100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)


(100)

083

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표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153





















Yi = β0 + β1Ui + β2Xi + εi (1)










될 것이다



















































III 자료분석




































시간당 로그임금 448 056 412 053

교육년수 1371 282 1276 304

나이 3766 941 3698 1049

근속년수 962 762 528 647

여성 027 044 040 049

결혼 033 047 042 049

표본크기 6019 14762





























1~9인 081 3196

10~29인 277 2354

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100~299인 1569 912

300~999인 1889 524

1000인 이상 5182 939





광업 건설 354 615

제조업 3663 3088


도소매 57 1351



공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

기타서비스 249 574

























노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

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근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)


(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153



















































III 자료분석




































시간당 로그임금 448 056 412 053

교육년수 1371 282 1276 304

나이 3766 941 3698 1049

근속년수 962 762 528 647

여성 027 044 040 049

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광업 건설 354 615

제조업 3663 3088


도소매 57 1351



공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

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노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

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근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

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100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)


(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

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기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153






















III 자료분석




































시간당 로그임금 448 056 412 053

교육년수 1371 282 1276 304

나이 3766 941 3698 1049

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표본크기 6019 14762





























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1000인 이상 5182 939





광업 건설 354 615

제조업 3663 3088


도소매 57 1351



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노조 0058 (0007) 0023 (0007)

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기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

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(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153


























시간당 로그임금 448 056 412 053

교육년수 1371 282 1276 304

나이 3766 941 3698 1049

근속년수 962 762 528 647

여성 027 044 040 049

결혼 033 047 042 049

표본크기 6019 14762





























1~9인 081 3196

10~29인 277 2354

30~99인 1004 2075

100~299인 1569 912

300~999인 1889 524

1000인 이상 5182 939





광업 건설 354 615

제조업 3663 3088


도소매 57 1351



공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

기타서비스 249 574

























노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

300~999인 0188 0073 (0014)

1000인 이상 0264 0097 (0014)





R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)


(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0022 (0000) 0014 (0001)

여성 -0272 (0006)

기혼 유배우 0137 (0007) 0045 (0008)






R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153



























1~9인 081 3196

10~29인 277 2354

30~99인 1004 2075

100~299인 1569 912

300~999인 1889 524

1000인 이상 5182 939





광업 건설 354 615

제조업 3663 3088


도소매 57 1351



공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

기타서비스 249 574

























노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

300~999인 0188 0073 (0014)

1000인 이상 0264 0097 (0014)





R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)


(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0022 (0000) 0014 (0001)

여성 -0272 (0006)

기혼 유배우 0137 (0007) 0045 (0008)






R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

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R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








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Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153




광업 건설 354 615

제조업 3663 3088


도소매 57 1351



공공서비스 1856 196

사업서비스 429 1035

기타서비스 249 574

























노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

300~999인 0188 0073 (0014)

1000인 이상 0264 0097 (0014)





R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다


















루어 졌다














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

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(100)

083

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표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

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근속년수 0022 (0000) 0014 (0001)

여성 -0272 (0006)

기혼 유배우 0137 (0007) 0045 (0008)






R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

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R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153




노조 0058 (0007) 0023 (0007)

교육년수 0050 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0020 (0000) 0045 (0008)

여성 -0269 (0006)

기혼 유배우 0128 (0006) 0034 (0008)

기업체규모

10~29인 0085 (003) 0047 (0009)

30~99인 0092 (004) 0056 (0011)

100~299인 0102 (003) 0073 (0012)

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을 고려하였다


















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V 내생성 문제




















































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408

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임금변화 010

(039)

009

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(100)

083

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표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0022 (0000) 0014 (0001)

여성 -0272 (0006)

기혼 유배우 0137 (0007) 0045 (0008)






R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

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R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































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메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






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Review (1989)536-543





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Record 72 (1996)138-153














Medoff 1989)

























































V 내생성 문제




















































(048)

408

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(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

009

(043)


(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















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노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

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R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































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메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







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Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153






































V 내생성 문제




















































(048)

408

(051)


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417

(056)

임금변화 010

(039)

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083

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표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

나이 0003 (0000)

근속년수 0022 (0000) 0014 (0001)

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기혼 유배우 0137 (0007) 0045 (0008)






R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

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R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































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메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






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Record 72 (1996)138-153





V 내생성 문제




















































(048)

408

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417

(056)

임금변화 010

(039)

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(100)

083

(164)

표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

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R-sqs 06056 05734

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메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


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(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153



























(048)

408

(051)


(049)

417

(056)

임금변화 010

(039)

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(100)

083

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표본크기 1936 417




















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

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Record 72 (1996)138-153



















































OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















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노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

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OLS FE


노조 0136 (0006) 0031 (0007)

교육년수 0054 (0001) 0008 (0006)

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R-sqs 06070 03585

표본 20781 20781


을 고려하였다















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노조기업 92 243 335

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전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

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(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153












을 보여준다























노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153




노조기업 92 243 335

비노조기업 174 1844 2018

전체표본 266 2087 2353







































교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153












교육년수 0056 (0002) 0048 (0001)

나이 0004 (0000) 0002 (0000)

근속년수 0021 (0000) 0018 (0000)

여성 -0209 (0012) -0285 (0006)

기혼 유배우 0144 (0013) 0128 (0008)






R-sqs 06056 05734

표본 6019 14762





VII 결 론























































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153


















































∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153

















∥참고문헌∥


학술대회(2003)


메카니즘의 차이｣ 985172경제학연구98517339권 1호 (1991) 21-44


(1996) 29-52







구985173 45권 3호 (1997) 99-127






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153






forthcoming








1984




Review (1989)536-543





(1999)671-693


Press 1986




Record 72 (1996)138-153

Documents

패널자료를 이용한 노동조합의 임금효과 분석C1%B6%B5%BF%C8%C6.pdf · 그로인해 기존의 횡단면 분석의 연구결과가 상당부분 상향편이 (upward-bias)