1. 해외직접투자와 임금
<표 5-1>은 회귀분석 모형(2)의 결과를 보여준다. 노조임금프리미엄 모 형의 경우에는 회귀식(2)를 이용하여 OLS의 추정치와 도구변수방법 을 쓴 추정치도 나타나 있다.72) 동일한 설명변수들이 모든 모형에 포함되어 있다. OLS와 도구변수방법을 모두 사용하여 노조조직률 변수의 잠재적 내생성 문제에 접근하였다. 도구 변수를 얻기 위하서, 서비스 분야의 노조 가입율을 51개 지역(50개 주와 워싱턴 DC 지역)각각의 산업의 고용된 노 동자의 수에 대하여 측정하여 노조 친화성 지수를 계산하였다. 예를 들어, 중서부 주들에서 다른 지역에 비해 자동차와 기계장치 분야의 고용이 많 고 서비스 분야의 노조원 비율 또한 높다면 이 지역 자동차와 기계장치 분야의 노조친화성지수는 상대적으로 높게 나타날 것이다.
72) 2단계 회귀분석의 오차값들은 이분산성을 띠고 있는데 이는 1단계의 추정치가 2단계 에서 종속변수로 사용되었기 때문이다. 1단계에서의 임금차이의 추정치에 비례하는 가 중치를 고려하여 GLS 방식으로 이 문제를 보완해보았다. 결과는 GLS 방식의 추정치 와 OLS 추정치 사이에 큰 차이가 나타나지 않아 여기서는 OLS 추정치만을 보여준다.
〈표 5-1〉 임금프리미엄 회귀분석 결과
OLS의 추정치는 모든 모형에서의 도구변수법의 추정치와 비슷하다.
표의 첫째와 둘째 행은 노조원 간의 산업간 임금차이를 이용한 노조 임금 프리미엄의 OLS와 IV 방법의 결과를 보여준다. 노조조직여부와 산업 더 미 사이의 상호작용효과의 추정치를 사용한 노조임금 프리미엄은 (3)행과 (4)행의 종속변수로 이용된다. 모든 모형에서의 해외직접투자의 추정치는 미국 자국내 해당 산업 전체 노동자수에 대한 현지에 고용되어 있는 노동 자수의 비율이 높을수록 노조원의 임금 프리미엄이 낮아진다는 통계적으 로 유의미한 상관관계를 보여준다. 그러나 수입침투율의 경우는 어떠한 통상적인 수준에서도 통계적으로 유의미한 수치를 보여주지 않고 있다.
기술적 변화에 대한 대리변수의 추정치는 모두 긍정적으로 나타나지만 거 의 0에 가까운 무의미한 수치이다. 통합자료모형을 이용한 산업 간 임금 격차의 경우에는(5행을 보라), 해외직접투자와 기술의 추정계수는 양의 값 을 갖지만 통계적으로 유의미하지 않게 나타나고 있다. 수입침투율에 있 어서 통계적으로 유의미하며 음수인 추정계수(5% 수준)는 한 산업의 수입 침투율이 상대적으로 높은 경우 그 산업과 연관되어 있는 기업이 수입 침 투율이 낮은 산업의 기업보다 노동자에게 낮은 임금을 지급하는 경향이 있다는 것을 뜻한다. 더구나, 해외직접투자 변수는 노조 임금 프리미엄의 경우 OLS와 IV방식 모두에서 통계적으로 유의미하게 나타나는데, 이는 해 외직접투자 효과가 모형의 변화에 크게 민감하지 않다는 것을 보여준다.
노조원 사이의 산업 간 임금 차이 모형의 결과는, 모든 노동자가 집단 협상의 수혜를 받는다고 가정할 때 높은 수준의 해외직접투자가 이루어지 는 산업의 노조원이 낮은 수준의 해외직접투자가 이루어지는 산업의 노동 자보다 낮은 임금을 받고 있음을 보여준다. 이는 앞 절의 협상 모형에 의 해 예측된 바와 같다. 해외직접투자 계수의 크기는 다음의 실험을 통해 해석할 수 있다. 노조에 속하지 않은 노동자가 해외직접투자 비율이 평균 (21%)인 산업으로부터 해외직접투자를 전혀 하지 않는 산업으로 이직한다
고 하자. 행1-4에 나타나는 임금 프리미엄 모형의 추정 계수는 노동자의 임금 프리미엄이 3.1%에서 7.6%사이(21%와 계수의 곱)의 증가를 보이고 있다. 비누, 세제, 화장실 용품과 같은 해외직접투자 수준이 높은 산업에 서는 위협효과가 매우 유의미하다. 즉, 이 산업들의 해외직접투자 수준은 50.7%이며 이 산업들에 종사하는 노조원들은 해외직접투자가 없는 산업 에 종사하는 같은 특성을 지닌 비노조원들보다 18.4%(=50.7%×-0.36) 낮은 임금을 받는다. 해외직접투자에 대한 노조임금 프리미엄의 탄력성은 0.33 에서 0.80사이이다. 다른 통제 변수에 있어서는 이전의 연구와 별로 다르 지 않은 결과가 얻어졌다.73) 노조 임금 프리미엄 모형에서의 노조 계수는 통계적으로 유의미하며 긍정적이다. 노조율이 높아질수록 노조원들의 수 요의 탄력성이 감소하기 때문에 고용주는 조직화된 노동에 더 많은 임금 을 지불하여야 할 것이다(Dickens and Katz, 1987). 산업 간 임금격차 또 한 평균 노조조직률이 높은 산업에서 높게 나타나는데 이는 소위 노조의 위협효과 이론을 뒷받침해준다. 노조조직률이 높은 산업에서 기업은 직원 의 노조 조직을 막기 위해 더 많은 임금을 지급할 것이다(Dickens, 1985).
산업 간 임금격차 모형에서 산업 내 근로자의 평균 교육 연수의 계수가 긍정적으로 나타나는 것은 높은 임금을 지불하는 기업이 보다 질 좋은 노 동자를 끌어오고 있음을 보여준다. 임금이 분명하게 노동자의 사회, 경제 적 특성에 맞춰 책정되지 않는 경우라 하더라도 말이다(Dickens and Katz, 1987). 산업 수준에서의 직업범주로 측정되는 비숙련 노동자 몫의 계수가 부정적으로 나타나는 것은 비숙련직의 비율이 상대적으로 높은 산 업에 관련된 기업은 협상력이 강하며, 이로 인해 비교적 낮은 임금을 지 불하고 있다는 것을 의미한다.
노조임금 프리미엄의 모형에서 산업내 평균 사업체규모의 추정계수가
73) Dickens and Katz(1987) provide a comprehensive review of all the existing study of industries wages.
통계적으로 유의미하긴 하지만 그 크기는 0에 가깝다. 이전의 연구들에서 (예컨대 Bloch and Kushin, 1978; Podgursky, 1986) 노조임금 프리미엄이 사업체규모가 증가함에 따라 하락하고 있음을 밝히고 있다.74)
자본의 이동성의 차이가 서로 다른 노동자 그룹에게 어떻게 영향을 미 치게 되는 지를 살펴보자. 특히 노조가입여부와 교육수준의 차이에 따라 어떻게 나타나는지를 보기 위해 추가적인 회귀분석을 실시했다. 이 결과 는 <표 5-2>에 나타나 있다. 제조업에 종사하는 노동자들의 경우, 산업의 수입침투율이 높을수록 고등학교 졸업수준의 학력을 가진 노동자들의 임 금은 감소하는 것으로 나타났다. 그러나 기술적 변화를 나타나는 변수의 추정치는 통계적으로 유의미한 양의 값을 갖는다. 즉 기술이 발달한 산업 일수록 산업평균임금이 높다. 해외직접투자변수의 추정치는 통합된 자료 모형에서는 통계적으로 유의미하게 나타나지 않고 있다.
74) 노조원과 비노조원 사이의 임금격차가 사업체 규모에 따라 달라지는 것을 설명하는 방식에는 두 가지가 존재한다. 첫째는 노조가 없는 사업체에서 사업체의 규모가 클수 록 노조조직의 위협이 크게 나타나기 때문에 규모가 큰 기업이 임금을 작은 기업에 비해 높게 책정한다. 두 번째 방식은 큰 규모의 기업이 노동자의 노력수준을 높이거나 이직률을 낮추고, 혹은 양질의 노동력을 끌어들이기 위해 임금을 더 많이 지급한다.
이들 두 설명방식에 따르면 산업별 평균 노조 임금프리미엄은 평균 사업체 규모가 큰 산업에서 낮게 나타난다. 이 예측과 일관된 연구결과들이 보고되고 있다.
〈표 5-2〉 서로 다른 학력 그룹의 회귀분석
그러나 해외직접투자변수의 추정치는 조직화된 기업의 노동자들만을 대 상으로 하는 모형에서는 통계적으로 유의미한 음의 값을 갖는다. 특히 고 교졸업수준의 학력을 갖고 있는 비숙련노동자들의 경우에는 해외직접투자 수준이 높은 산업에서 산업간 평균임금이 낮게 나타나고 있다. 조직화된 기업의 노동자들을 임금협상의 수혜자라고 볼 때 해외직접투자 수준과 협 상의 결과물과는 부정적인 관계를 갖는 것을 의미한다. 그러나 고교졸업 이상의 학력을 가진 노동자들의 경우에는 해외직접투자 규모가 이들의 임 금에 아무런 영향을 미치지 못하고 있다. 본 연구에서 사용된 회귀분석에 서는 산업의 해외직접투자수준이 무작위적으로 분포되어 있다고 가정하며 또한 해외직접투자 수준의 변화가 노조임금프리미엄과 같은 산업특성과는 무관하다고 가정한다. 이러한 외생성의 가정은 아주 강한 것이다. 이 외생 성 가정을 검증하기 위해 해외직접투자 증가율을 노조 임금프리미엄 및 다른 제 변수들의 직전기의 증가율에 회귀시킨 결과가 <표 5-3>에 나타나 있다. 결과에서 나타나 있듯이 해외직접투자는 전기의 노조 임금프리미엄 의 증가에 별다른 영향을 받고 있지 않은 것으로 나타나 외생성의 가정의 적합성을 뒷받침하고 있다.
〈표 5-3〉 해외직접투자의 변화와 노조 임금 프리미엄 증가율
종속변수 FDI의 증가율
노조임금 프리미엄 증가율 -0.027 -0.026
(0.020) (0.020)
초기 노조임금 프리미엄 0.028 0.027
(0.019) (0.019)
상수항 -0.010 -0.010 -0.010
(0.007) (0.007) (0.007)
R-Squared 0.11 0.12 0.12
관측치 403 403 403
주: 괄호안의 수치는 표준오차임. 실제 회귀식에는 연도와 산업 더미가 포함됨.
2. 아웃소싱과 임금
식(5-2)의 회귀분석의 측정치는 <표 5-4>에 나타나 있다. 이 표의 첫째 행은 모든 노동자의 임금 프리미엄을 나타낸다. 둘째 행은 비숙련 노동자 에 한한 임금 프리미엄을 표시한다. 두 경우 결과는 비슷하다. 노동자 전 체의 경우, 아웃소싱 변수의 측정치는 위협이론에서 예측한 대로 부정적
식(5-2)의 회귀분석의 측정치는 <표 5-4>에 나타나 있다. 이 표의 첫째 행은 모든 노동자의 임금 프리미엄을 나타낸다. 둘째 행은 비숙련 노동자 에 한한 임금 프리미엄을 표시한다. 두 경우 결과는 비슷하다. 노동자 전 체의 경우, 아웃소싱 변수의 측정치는 위협이론에서 예측한 대로 부정적