본논문집의모든내용들은저자들의의견으로공단의공식적인 견해가아님을밝혀둔다

프로그램 시간내용 13:00 ~ 13:30 13:30 ~ 14:00 14:00 ~ 14:10 학술대회등록 학술대회개회식및내외빈소개 대학원생학술논문경진대회우수논문시상 휴식 1. 주제 산재근로자의노동시장참여 (1) - 좌장 : 이승렬 ( 한국노동연구원 ) 2. 주제 산재근로자의건강과삶의질 - 좌장 : 이준석 ( 나사렛대인간재활학과 ) 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 [ 발표자 ] - 안준기 ( 한국고용정보원 ) - 이재성 ( 한국고용정보원 ) [ 토론자 ] - 김정우 ( 한국노동연구원 ) 2-1. 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 [ 발표자 ] - 최령 ( 동신대보건행정학과 ) - 황병덕 ( 부산가톨릭대병원경영학과 ) [ 토론자 ] - 김장묵 ( 단국대보건행정학과 ) 14:10 ~ 15:40 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 [ 발표자 ] - 유동희 ( 경상대경영정보학과 ) - 최근호 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) [ 토론자 ] - 정석훈 ( 한국병원경영연구원 ) 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 [ 발표자 ] - 배화숙 ( 부산가톨릭대사회복지상담학과 ) [ 토론자 ] - 김지원 ( 국립한국복지대장애인행정학과 ) 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 [ 발표자 ] - 전동일 ( 강원대사회복지학과 ) [ 토론자 ] - 이자호 ( 근로복지공단인천병원 ) 2-3. 산재근로자들의건강행동유형에관한잠재프로파일분석 [ 발표자 ] - 최완석 ( 한국국제대물리치료학과 ) - 문옥곤 ( 호원대물리치료학과 ) - 염동문 ( 한국국제대사회복지학과 ) [ 토론자 ] - 안호정 ( 동남보건대물리치료학과 ) 프로그램 - iii

시간내용 3. 주제 산재근로자의노동시장참여 (2) - 좌장 : 이승욱 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) 4. 주제 대학원생학술논문경진대회 - 좌장 : 이용재 ( 호서대사회복지학과 ) 15:50 ~ 17:20 3-1. 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 [ 발표자 ] - 김환 ( 대구대작업치료학과 ) - 이민재 ( 근로복지공단대구병원 ) - 김영범 ( 근로복지공단대구병원 ) [ 토론자 ] - 김노을 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 [ 발표자 ] - 박유진 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) - 임예직 ( 장애인고용공단서울남부지사 ) [ 토론자 ] - 황주희 ( 보건사회연구원 ) 3-3. 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에영향을미치는요인 [ 발표자 ] - 최길용 ( 서울의료원환경건강연구실 ) - 박광성 ( 서울의료원의학연구소 ) [ 토론자 ] - 김경하 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) 4-1. 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석 [ 발표자 ] - 오소윤 ( 대구대직업재활학과 ) - 이수용 ( 대구대직업재활학과 ) [ 토론자 ] - 권혁인 ( 근로복지공단보령지사 ) 4-2. 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가생활만족도에미치는종단적영향연구 [ 발표자 ] - 김경희 ( 성결대사회복지학부 ) [ 토론자 ] - 김관석 ( 근로복지공단산재재활국 ) 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 [ 발표자 ] - 심현진 ( 고려대보건과학과 ) [ 토론자 ] - 김윤봉 ( 근로복지공단대구병원 ) iv 제 3 회산재보험패널학술대회논문집

주제산재근로자의노동시장참여 (1) 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 3 안준기 ( 한국고용정보원, 고용조사패널팀 ) 이재성 ( 한국고용정보원, 고용정보분석팀 ) 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적인고용유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 21 유동희 ( 경상대학교경영정보학과 ) 최근호 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 37 배화숙 ( 부산가톨릭대학교사회복지상담학과 ) 주제 산재근로자의건강과삶의질 2-1. 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 65 최령 ( 동신대학교보건행정학과 ) 황병덕 ( 부산가톨릭대학교병원경영학과 ) 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 79 전동일 ( 강원대학교사회복지학과 ) 2-3. 한국산재환자들의라이프스타일특성과건강위험요인의집단계층분석 93 최완석 ( 한국국제대학교물리치료학과 ) 문옥곤 ( 호원대학교물리치료학과 ) 염동문 ( 한국국제대학교사회복지학과 ) 목차 - v

주제산재근로자의노동시장참여 (2) 3-1. 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 103 김환 ( 대구대학교작업치료학과 ) 이민재 ( 근로복지공단대구병원 ) 김영범 ( 근로복지공단대구병원 ) 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 : 재활에대한논의를중심으로 117 박유진 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) 임예직 ( 한국장애인고용공단서울남부지사 ) 3-3. 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에영향을미치는요인 139 최길용 ( 서울의료원환경건강연구실 ) 박광성 ( 서울의료원의학연구소 ) 주제 대학원생학술논문경진대회수상작 4-1. ( 우수상 ) 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 생활만족도간의종단적영향관계분석 153 오소윤 ( 대구대학교직업재활학과 ) 이수용 ( 대구대학교직업재활학과 ) 4-2. ( 우수상 ) 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가생활만족도에미치는종단적영향연구 173 김경희 ( 성결대학교사회복지학부 ) 4-3. ( 우수상 ) 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 : 2 Part Model 을이용한산재보험의종단적영향검정 191 심현진 ( 고려대보건과학과 ) vi 제 3 회산재보험패널학술대회논문집

부록 대학원생학술논문경진대회우수작 1-1. ( 장려상 ) 산재근로자의고용형태변화가삶의질에미치는영향 221 정세정 ( 연세대학교사회복지정책협동 ) 1-2. ( 장려상 ) 산재근로자의삶의만족도발달궤적과예측요인 239 이은실 ( 전북대학교사회복지학과 ) 고하림 ( 전북대학교사회복지학과 ) 정준영 ( 전북대학교사회복지학과 ) 부록 리서치브리프 2-1. 제3차산재보험패널조사오차분석 259 이정화 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) 신슬비 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) 지영수 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) 목차 - vii

산재근로자의노동시장참여 (1) 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 - 안준기 ( 한국고용정보원고용조사패널팀 ) - 이재성 ( 한국고용정보원고용정보분석팀 ) 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적인고용유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 - 유동희 ( 경상대경영정보학과 ) - 최근호 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과 재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 - 배화숙 ( 부산가톨릭대사회복지상담학과 )

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 1-1 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 안준기 *, 이재성 ** 요 약 본연구는근로복지공단근로복지연구원의 산재보험패널조사 1~3 차데이터를이용하여한국의노동시장에서산업재해근로자의일자리가어떻게변화하는지생존분석 (survival analysis) 과콕스의비례위험모형 (Cox s proportional hazard model), 그리고음이항회귀모형 (Negative binominal regression model) 을적용하여실증하였다. 본연구의분석결과산업재해이후재취업한근로자들의경우재취업일자리유지기간은남성일수록, 연령대가낮을수록, 학력이높을수록, 장해정도가낮을수록긴것으로나타나반대의경우엔단기일자리나반복일자리의가능성이높은것으로나타났다. 또한산재이후재취업일자리유지기간을결정하는주요요소는학력과장해등급으로산재의결과로나타날수있는인적자본의손실정도나다른업무로의전환가능성이높을수록재취업일자리의유지에영향을미치는것으로나타났다. I. 서론 안전한근로환경은근로자개인의육체적및정신적건강뿐만아니라기업의생산성과도연관되는중요한문제이다. 산업현장이당면한직접적이고도물리적인위험을반영하는작업장재해의발생빈도는매우높은편이다. 우리나라는 2014 년현재사망재해자수 1,850 명, 업무상질병자수 7,678 명으로선진산업국중상대적으로높은산업재해발생현황수준을보이고있는실정이다 1). 한국의근로자들 *** 은 OECD 에속한그어느나라근로자에비해서도산업재해로인한사망률이높은위험한작업환경에서일하고있다 ( 김우영, 권현지, 2016). 안전한근로환경이생산에참여하는모든근로자에게동일하게적용되는중요한문제임에도불구하고근래에사망사고를포함한중대재해가사내하청등의비정규직노동자들에게집중적으로발생하는것은우연의일치는아닐것이다. 산재보험제도는근로자가업무상재해를당했을때적절한치료와요양을받을수있도록지원하고, 신체상의손해에대해서합리적인보상을받을수있도록하며, 궁극적으로는산재요양이후직업에 * 한국고용정보원고용조사패널팀, 부연구위원 ** 한국고용정보원고용정보분석팀, 부연구위원 1) 산업재해율은 1998 년이후전반적으로증가추세를보이다, 2004 년부터감소추세에있으며, 2015 년 9 월말현재재해율은 0.39% 로전년동기대비 0.02%p 감소한것으로나타났다. 300 인미만사업장재해율은증가와감소를반복하다가 2004 년부터감소추세에있으며, 2015 년 9 월말현재 300 인미만사업장재해율은 0.44% 로전년동기대비 0.03%p 감소한것으로나타났다. 또한업무상사고사망만인율은전반적으로감소추세를보이는가운데, 2011 년증가하였으나 2012 년에는다시감소하였으며, 2015 년 9 월말현재업무상사고사망만인율은 0.41 로전년동기대비 0.04p 감소한것으로나타났다 ( 고용노동부, 산업재해현황분석, 각년도 ). 산업재해현황과관련된보다자세한내용은 < 부표 1> 및 < 부표 2> 에제시되어있다. 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 3

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 복귀하여산재이전의고용상태나고용수준을유지할수있도록하는것을목적으로하고있다. 특히 2000 년부터실행된재활사업 5개년계획을시작으로산재근로자의직업복귀는국가및사회적차원에서매우중요한문제로부상되었고, 산재근로자개인에게도직장복귀가산재이전의안정적인삶으로돌아갈수있게한다는점에서매우중요한이슈이다. 또한산재근로자의경우이전에직장에서일한경험이있기때문에원직복귀혹은재취업은단순히경제적의미이상이며, 그들의삶의태도나가정및사회활동을결정짓는중요한요소이다 ( 안준기, 오세미, 2015). 그간우리나라노동시장에서근로자의산업재해와관련된연구는제한적으로이루어져왔다. 이러한배경의가장큰원인은분석을가능하게하는적절한데이터의부재에있었다고생각된다. 먼저산업재해근로자를대상으로조사가이루어진데이터가많이존재하지않는다 *. 또한상대적으로짧은기간동안조사가이루어진점을들수있다. 그러나근로복지공단근로복지연구원의 산업재해패널조사 의경우국내에서는거의유일하게산업재해근로자의일자리변화를실증할수있는데이터이고, 아직까지는장기간이라고할수는없지만, 상대적으로조사기간이 3차년동안조사되어서다른어떤데이터보다산재근로자의일자리변화를살펴볼수있는적절한데이터라고판단된다. 앞으로 5차년까지조사가추가적으로진행되기로예정되어있고, 표본을변경하여지속적으로조사가진행된다면산업재해근로자의일자리변화와관련된더욱더풍부한연구가진행될것이라고생각된다. 이에본연구에서는근로복지공단근로복지연구원의 산업재해패널조사 를이용하여산업재해근로자의일자리변화에대해서실증하고자한다. 산업재해근로자의일자리변동과관련하여기존연구들의분석결과를살펴보면 ( 이승열, 2004; 이승열, 2005; 박수경, 안치민, 2006; 배화숙, 2014; 양재성외, 2012; 김양진외, 2014; 이민재, 서영주, 2015; 안준기, 오세미, 2015), 산업재해근로자의직장복귀를결정하는요인은개인특성변수, 직장특성변수등이존재한다. 개인특성변수와관련해서는성별, 나이, 직종, 근로형태, 장해등급, 요양기간등이영향을미치는것으로나타났다. 또한직장특성변수와관련해서는사업체규모, 노조유무, 산업분류등이영향을미치는것으로나타났다. 기존연구들의분석결과를요약하면대체적으로남성이여성에비해, 연령이낮을수록, 원소속사업체에서의근속기간이길수록, 요양기간이짧을수록, 임금수준이높을수록, 단순노무직보다는전문, 사무, 기술직일수록직업복귀가보다원활하다고분석결과를제시하고있다. 본연구는선행연구와차별적으로산업재해근로자의요양종결후재취업일자리에초점을맞추고있다. 이전연구들에서는원직장복귀와재취업을동시에반영하여일자리유지기간이나이직기간등에미치는효과가상쇄될수있는가능성을가지고있다. 이에본연구에서는정책적대상이자근로취약계층으로구분될가능성이높은산재후재취업근로자를대상으로실증분석하고자하였다. 분석결과산업재해이후재취업한근로자들의경우재취업일자리유지기간은남성일수록, 연령대가낮을수록, 학력이높을수록, 장해정도가낮을수록긴것으로나타나반대의경우엔단기일자리나반복일자리의가능성이높은것으로나타났다. 또한산재이후재취업일자리유지기간을결정하는주요요소는학력과장해등급으로산재의결과로나타날수있는인적자본의손실정도나다른업무로의전환가능성이높을수록재취업일자리의유지에영향을미치는것으로나타났다. 본논문의구성은다음과같다. 2장에서는본연구의분석에서사용한근로복지공단근로복지연구원의 산재보험패널조사 에대해서알아보고, 3장에서는산업재해근로자의일자리변화를실증하기위한분석모형에대해서설명한다. 그리고 4장에서는실증분석결과를제시하고, 마지막으로 5장에서는결론및시사점을제시하고자한다. * 근로자의산업재해와관련된연구를가능하게하는또다른데이터로산업안전보건공단에서제공하는 한국근로환경조사 (Korean Working Conditions Survey) 자료가존재한다. 한국근로환경조사의경우산업재해근로자만조사한산업재해패널조사와달리산업재해를당하지않은근로자까지포함하여조사한차별점이존재한다 ( 이재성, 안준기, 2016). 4

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 II. 분석자료및기초통계 본연구는산업재해근로자의일자리변화에관한연구를실증하기위해근로복지공단근로복 지연구원에서제공하고있는 산재보험패널조사 1~3 차데이터를이용하였다. 산재보험패널조사 는 2012 년요양종결산재근로자 82,493 명을모집단으로하여장애등급별우선할당후지역별비 례배분을통하여최종 2,000 명을표본으로선정하여조사가진행되었고, 현재 3 차까지조사가완 료된패널데이터형태를가지고있다. 조사의주요내용은산재근로자의적합한보상과요양, 재활 서비스제공등각종정책시행에대한객관적인판단의근거를제시할수있도록공통지표와공단 특성화된지표로구성되어있다. 공통지표로는인구학적특성, 주거, 주택, 경제활동, 소득, 건강, 주 관적기대감및삶의만족도, 자아관, 직업관등이있다. 또한공단특성화된지표로는산업재해당 시경제활동및근로환경, 산업재해이후요양상태, 요양당시상황, 재활서비스특성등이있다. 본연구에서는산재요양이후의일자리변동에초점을두고있으므로경제활동유형을원직 장복귀, 재취업, 실업및비경활상태로구분하였다. 우선 1 차년도자료를이용하여전체표본의인구통계학적특성및장해, 산재사업장특성들 을경제활동상태별로비교하여살펴보도록하자. 1 차년도조사를기준으로보면, 전체산재요양자 가운데 34.8%(695 명 ) 정도가원직장으로복귀하고있는것으로나타났으며, 32.1%(642 명 ) 가량 은다른임금근로일자리로재취업하고있는것으로나타났다. 나머지 33.1%(663 명 ) 가량은자영 업이나무급가족종사, 실업, 비경활상태인것으로나타났다. 경제활동유형인원직복귀자와재취업자, 기타별로그특성을전체표본특성과비교하여살 펴보도록하자. 우선성별로보면재취업자에남성의비중이가장높은 88.0% 로나타났으며, 원직 복귀의남성비율은 84.5%, 기타에는 80.5% 로나타났다. 연령특성을보면 30-40 대의경우재취 업자에비해원직복귀자의비중이높았으나저연령및고연령층에서는원직복귀보다는재취업의 비중이높은것으로나타나고있다. 학력별로살펴보면고졸이하의경우재취업의비중이높은반 면, 대졸이상의고학력자들의경우재취업에비해원직복귀의비중이높게나타났다. 결혼여부에 서는기혼자들의원직복귀비율이재취업에비해높은것으로나타나고있다. 장해의경우장해등급이낮은 * 중증장해의경우재취업하는경우가없었고, 그외에는재취업과 원직복귀비중의차이가크지않았다. 산재요양전직장특성에따라원직복귀와재취업간에큰차이 가나타나고있는데, 원직복귀자의경우산재사업장에서의종사상지위가정규직 ** 이약 81% 인반면, 재취업자는약 39% 로나타나두배이상의격차를보였고, 노동조합가입비중의경우원직복귀자의 경우약 16% 로재취업에비해약여덟배의차이를보이고있다. 또한재취업자에비해원직복귀의경 우사무직의비중이높은편이었다. 기업의규모별로는 30 인미만사업장에서산재를당한경우재취업 하는비중이 81.9% 로가장높게나타났으며 300 인이상대규모사업장의경우원직복귀비중이 8.9%, 재취업비중이 1.7% 로약 5 배가량차이를보였다. 산재요양이후원직장에복귀하지못하고재취업을한근로자들의특성을정리하면남성일수 록, 연령대가낮거나고연령대일수록, 학력이낮을수록, 기혼일수록그가능성이높았으며, 장해여 * 장해등급은노동력상실정도에따라 1 급에서 14 급까지 14 단계로구분하고, 등급이낮을수록중증장애에속한다. ** 정규직에대한정의는산재보험패널조사의설문특성상노사민정합의기준에의한도출은어렵기때문에상용직 전일제임금근로자로정의하였다. 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 5

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 부나장해정도는그차이를규명하는데큰영향을주지않고있다. 하지만산재이전의상태는이두유형간큰차이를보이고있는데정규직일수록, 노동조합에가입되어있는사람일수록, 사무직일수록, 대규모사업장에종사할수록원직복귀가능성이높고, 그반대인비정규직, 비노조원, 생산직일수록, 소규모사업장에종사한사람일수록원직장에복귀하지못하고재취업할가능성이높은것으로나타났다. 인구통계학 적특성 장해 산재 사업장 < 표 1> 전체표본과원직장복귀자, 재취업자특성 ( 단위 : %) 전체 원직복귀 재취업자 기타 성별 : 남성 84.3 84.5 88.0 80.5 연령 : 20대 5.9 4.7 5.8 7.2 연령 : 30대 14.8 20.4 13.4 10.1 연령 : 40대 26.1 31.2 26.8 20.1 연령 : 50대 35.3 32.8 38.2 35.0 연령 : 60대이상 18.0 10.8 15.9 27.6 학력 : 무학 3.7 2.3 3.1 5.6 학력 : 초졸 16.8 10.2 17.8 22.8 학력 : 중졸 18.9 15.0 20.2 21.7 학력 : 고졸 45.3 50.8 45.3 39.5 학력 : 대졸이상 15.4 21.7 13.6 10.4 결혼여부 : 기혼 70.7 15.5 15.7 17.6 장해유무 : 있음 82.5 80.4 80.4 86.7 장해등급 : 1-3 1.5 0.1 0.0 4.4 장해등급 : 4-7 4.2 3.6 1.6 7.2 장해등급 : 8-9 7.6 5.8 6.1 11.0 장해등급 : 10-12 40.8 38.6 41.4 42.4 장해등급 : 13-14 28.5 32.4 31.3 21.7 장해등급 : 없음 17.5 19.6 19.6 13.3 종사상지위 : 정규직 54.6 80.9 38.6 42.4 노조가입여부 : 가입 7.2 16.3 1.6 3.0 직업 : 사무직 9.3 14.5 6.9 6.2 기업규모 : 30인미만 57.9 61.7 81.9 78.9 기업규모 : 30인이상 ~300인미만 29.6 29.4 16.4 19.3 기업규모 : 300인이상 12.5 8.9 1.7 1.8 N 2,000 695 642 663 * 자료 : 산재보험패널조사 1 차년도조사자료, 근로복지공단 그렇다면이들이원직장에복귀하거나재취업또는실직등의상태에서이후경제활동상황이어떻게달라졌는가에대하여관심을가질수있다. 이를위해산재보험패널조사 1차자료부터 3차자료까지연결하여이들의경제활동상태유형변동을확인하여보았다. 경제활동상태는크게 5개유형으로구분하였다. 먼저취업자를 ➀ 원직장복귀 ➁ 재취업 ➂ 자영업또는무급가족종사자로구분하였고, 미취업자를 ➃ 실업자와 ➄ 비경제활동인구로구분하였다. 각유형의 3개년간변동은총 5*5*5 개인 125개경우로구분할수있으며, 그결과는 < 표 2> 에제시하였다. 전체변동유형가운데가장많은빈도를차지한유형은원직장복귀이후지속적으로직장을 6

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 유지하고있는경우로나타났다. 전체의약 30.1% 규모로, 원직장복귀이후다른유형으로변동하고있는 5.1% 와비교했을때원직장으로복귀하는것은산재이후어느정도의고용안정을보장하고있는것을확인할수있다. 다음으로많은변동유형은임금근로자로재취업을하는경우이다. 전체표본가운데약 28.0% 가량으로재취업이후재취업일자리를유지하거나재취업을반복하는형태로경제활동변동이나타나고있는것을확인할수있다. 그외비경활을지속하는경우가 11.2%, 비경활에서임금근로자로재취업하는경우가 7.9%, 실업에서재취업하는경우가 4.1% 등의순으로나타나고있다. 여기에서우리는산재이후근로자들의두가지특성을확인할수있다. 먼저원직장으로복귀하는경우직장복귀이후의고용안정성이어느정도보장되고있다는것이고, 다른한편으로는산재이후원직장으로복귀하지못하고재취업하는비중이상당히높은것을확인할수있다. III. 실증모형 본연구에서는산재근로자의요양종결후재취업유지기간및재취업횟수가어떠한요인에의해영향을받는지실증하고자한다. 이를위해생존분석 (survival analysis) 과콕스의비례위험모형 (Cox s proportional hazard model) 그리고음이항회귀모형 (Negative binominal regression model) 을이용하여살펴보고있다. 먼저재취업유지기간에영향을주는요인들을파악하기위하여의학데이터에서기간분석에사용되는통계적기법인생존분석 (Survival Analysis) 방법을이용하였다. 우리는먼저 Kaplan-Meier Method 를통해계층 (strata) 별로재취업유지기간을살펴본후, 비례적위험 (hazard) 모형인콕스회귀모형 (Cox Regression) 을통해논의를확장한다. 각각의분석모형에대하여간단하게살펴보도록하자. Kaplan-Meier Method 는 1958 년 Kaplan 과 Meier 에의하여고안된방법이다. 이방법은관찰된생존시간을크기순으로순서대로나열하여계산되며, 사건 (event) 이관측된시점마다생존확률을산출한다. 우리의모형에서는재취업후퇴직하기까지의기간이생존시간이된다. 재취업과퇴직이라는두가지사건사이에시간간격 (time interval) 은여러가지인자 (factors) 들에영향을받는다. 앞선 Kaplan-Meier method 의경우에있어선각각의카테고리를나눈후첫취업유지기간에대하여단편적인분석을실시할수밖에없는한계점을지니고있었다. 따라서이러한분석은각속성에대한시간간격만파악할수있을뿐이지각요인이주는복합적인효과를명확하게확인할수없다. 그렇기때문에설명변수의집합과종속변수의관계를연구하는데있어선다중회귀가굉장히중요한방법으로이용된다. 그러나다중회귀는중도절단된관측치를처리할수없기때문에어떠한사건에대한시간을분석할수없다. 이러한여러가지단점을보완하기위하여사용할수있는방법이콕스회귀 (Cox regression) 모형이다. 우리는재취업유지기간에대한분석을하기위해콕스회귀분석의위험률모형을이용하였다. 콕스모형에서사용되는해저드모형은관측기간동안퇴직한경험이없는우측절단된표본이 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 7

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 존재하는경우에도일치성을가진추정을할수있다는장점이있다. 해저드함수 는어떤사건 ( ) 이시점 까지발생하지않았다는조건하에서, 이사건이이시점 에서발생할조건부순간탈출확률이다. 본추정에서는미취업상태가지속되다가취업으로순간적인이행을하는경우가해저드에해당된다. (1) lim Pr 본연구에서사용된콕스회귀모형은식 (1) 을통하여구체화할수있다. 라는설명변수벡터를 가지는관측치의 기에서의해저드는다음과같이표현할수있다. (2) exp 이때 는설명변수와는독립적인 기에서의기본해저드 (baseline hazard) 를나타낸다. 따라서콕스모형에서는매기에서의해저드변화가기본해저드에의해결정되며, 설명변수 는그크기와 의값에따라단순히기본해저드를증가하거나감소시키는역할을한다. 우리는콕스모형을통해기본해저드의분포에대한함수를가정하지않고서도, 즉분포의정확한형태를알지못하는경우에도설명변수가해저드에미치는영향력의크기를추정할수있다. 다음으로산업재해근로자의요양종결후재취업횟수는계수자료 (count data) 로서음수가아닌정수로일반적인선형회귀분석보다는계수형종속변수에적용할수있는일반화선형모형 (Generalized Linear Model) 의포아송회귀모형 (Poisson Regression) 과음이항회귀모형 (Negative Binominal Regression) 을적용할수있다 *. 포아송회귀모형은종속변수가양수인정수값을취하는가장기본적인모형이다. 포아송회귀모형에서설명변수벡터 가주어질때, 종속변수 의확률은식 (3) 과같은포아송분포에의해구해진다. (3), 식 (4) 의평균모수 ( 번째개체의조건부평균수 ) 는다음과같이 번째사례의설명변수벡 터의함수이다. * 종속변수가계수자료 (count data) 일때자료의성격을무시하고실수전체에분포하고있다는잘못된가정에근거한선형회귀모형 (OLS) 을적용하게되면다음과같은왜곡된추정결과를얻을수있다. 첫째, 산재근로자의재취업횟수는비음정수의특징을보이지만선형회귀분석 (OLS) 에서의오차항은종속변수에대해연속확률분포의하나인정규분포를가지고있다는가정을가지고모형을추정하기때문에이산종속변수를가지는분석에는부적절하다. 둘째, 선형회귀모형이예측에적용되었을때모형은음 (-) 의결과를예측할수있으며, 독립변수증감에따라결과값이너무높게혹은낮게예측되는경우가있다. 8

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 (4) exp 여기서 는 모수벡터를나타내고, 는설명변수의수이다. 포아송확률모형은모형의정의에의해조건부평균과조건부분산이동일하다는제약이있다. 실제얻어지는현실의계수데이터 (count data) 는종종평균의증가와함께분산이증가하는경향을보이는과대산포 (over-dispersion) 가존재한다. 이러한과대산포가존재하는데이터에포아송분포를적용하게되면이때의포아송회귀모형은모형적합의효율성이떨어지게된다. 음이항분포 (negative binominal distribution) 는포아송분포의일반화된모형으로서이분산성 (heteroskedasticity) 을허용하는분산함수로정의되어평균과분산이크게다른경우에포아송분포의이러한문제점을해결해주는좋은대체수단이된다. 음이항모형은식 (5) 와같이 번째사례의관측되지않은이질적인 (heterogeneity) 요소를포함함으로써포아송모형의일반화가되며과대산포문제를다루게된다. 관측된값들은관찰된설명변수에완전히설명되지않으며다른무작위성 (randomness) 에의해다르게된다는것을가정하는것이다. (5) exp 여기서 는평균은 1 이고분산은 ( ) 을따른다. 와 에동시에조건을만족하면종속변수 는여전히식 (6) 과같이포아송분포를따른다. (6) 그러나 에조건을준다면, 는조건부평균, 조건부분산 을갖는식 (7) 과 같은음이항분포를갖게된다. (7) 위와같은음이항분포는포아송분포와감마분포의혼합 (compounding) 에의해쉽게구할수있으며과대산포를허용함으로써이분산성 (heteroskedasticity) 을갖는데이터를모형화할수있는장점이있다 (Cameron and Trivedi, 2013). 또한 Cameron and Trivedi(2013) 는평균 을가진음이항분포의일반화된부류를정의하였다. 여기서 을 로치환하면조건부분산은 가되고, 가 0으로수렴하면음이항분포는포아송분포로수렴하게되어포아송분포는음이항분포의종속 (nested) 이된다. 그래서우리는자료가포아송분포와음이항분포중어느모형이적합한지를우도비 (Likelihood ratio, LR) 검정을통해비교를할수있을것이다. 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 9

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) IV. 분석결과 본장에서는이전장에서제시한분석방법을이용하여산재근로자의요양종결후재취업유지기간및재취업횟수에대한분석결과를살펴보고자한다. 2장의기초통계에서원직장으로복귀한경우고용안정성은다른유형에비해상당히높은것을확인할수있었다. 이에원직장복귀자들의경우대부분고용유지기간이우측절단된 (right censored) 형태로나타나기때문에기간분석에서큰의미를가지기는어렵다. 따라서본장의분석결과는원직장복귀자를제외한나머지산재근로자들을대상으로하고있다. 1. 산재이후재취업일자리유지기간산재근로자가요양이후직업복귀를통하여요양기간동안단절되었던고용상태를회복하는경우에일자리의안정성 (job stability) 이매우중요하다. 특히, 고용안정성이취약할수있는재취업자들에게있어선경제적인자립을할수있는가의여부를판정짓는요소로작용할수있기때문에분석결과가시사하는바는더욱크다. 우선재취업자들의일자리유지기간을인적속성별로 Kaplan-Meier 곡선을통해살펴보도록하자. 우선성별로살펴보면전체재취업자가운데 25% 가퇴직하는시점이남성은 16개월여성은 13개월로남성이여성에비해 3개월긴것으로나타나고있고이러한차이는통계적으로유의미함을확인할수있다. [ 그림 1] 의성별재취업일자리고용유지기간의그래프를보면초기에는성별로큰격차를보이지않다가 10개월이후에는고용유지확률에차이가나타나기시작하여 2년이지난시점에서는그격차가가장큰것을확인할수있다. 즉, 산재이후재취업하는근로자들의경우여성이남성에비해단기계약직등의일자리로재취업할가능성이더높다는것을의미한다. 반면, 연령대별로살펴보면전체적인동질성검정값이유의수준을벗어나통계적으로차이를보이진않지만각연령대의 25% 퇴직시점이 20대는 13개월, 30대는 18개월, 40대는 17개월, 50 대는 15개월, 60대이상은 11개월로 20대를제외하고는재취업고용유지기간이연령대가높아질수록감소하고있는것을확인할수있다. 10

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 그림 1> 재취업일자리유지기간 ( 성별 / 연령대별 ) 성별 연령대별 time variable duration time variable duration percent 남성 여성 percent 20 s 30 s 40 s 50 s 60 s 75% - - 75% - - - - - 50% - 25.0 50% 37.0 38.0 - - 37.0 25% 16.0 13.0 25% 13.0 18.0 17.0 15.0 11.0 test of equality test of equality Log-Rank 0.0165 Log-Rank 0.4064 Wilcoxon 0.0318 Wilcoxon 0.2183-2Log(LR) 0.0168-2Log(LR) 0.4341 * 자료 : 산재보험패널조사 1-3차년도연결자료 다음으로 [ 그림 2] 를통해재취업일자리유지기간이학력이나장해정도별로차이가있는지살펴보도록하자. 우선학력별로보면통계적으로두개의검정통계량에서유의미한차이가있는것으로나타나고있다. 이러한차이가어디에서나타나는지자세하게살펴보자. 25% 퇴직시점은대체적으로 21개월에서 25개월로고졸학력까지길어지는경향을보이고있지만대졸이상에서 22개월로짧아학력수준에따른강한추세는보이지않고있다. 하지만 75% 퇴직시점을보면무학 29개월에서대졸이상 36개월로학력이높아질수록고용유지확률이높은것을확인할수있다. 즉, 학력별재취업일자리유지확률은일자리초기에는유사하다가 24개월이상의중기시점이후에서는고학력근로자일수록고용을유지할가능성이높다는것을확인할수있다. 마지막으로장해유형별로보면, 중증장해일수록고용유지확률이낮게나타나고있다. 25% 유지기간을비교하면장해등급이 4-7 정도의그룹은 16개월로장해가없는그룹 26개월에비해 10개월가량차이를보이고있다. 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 11

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) < 그림 2> 재취업일자리유지기간 ( 학력별 / 장해정도별 ) 학력별 장해정도별 time variable duration time variable duration percent 무학초중고대 percent 4-7 8-9 75% 29.0 32.0 32.0 34.0 36.0 75% 26.0 31.0 33.0 34.0 34.0 50% 28.0 26.0 27.0 29.0 30.0 50% 20.0 26.0 28.0 29.0 30.0 25% 21.0 21.0 22.0 25.0 22.0 25% 16.0 18.0 21.0 24.0 26.0 test of equality test of equality Log-Rank 0.0115 Log-Rank 0.0022 Wilcoxon 0.0134 Wilcoxon <.0001-2Log(LR) 0.8523-2Log(LR) 0.2159 * 자료 : 산재보험패널조사 1-3 차년도연결자료 10-12 13-14 없음 2. 산재이후재취업일자리유지기간결정요인분석앞절에서는산재이후재취업자들의고용안정성이이들의인적속성이나장해판정특성에따라다양하다는사실을확인하였다. 다만이는재취업자들의특성별분류에따라파악하고있기때문에재취업자들의특성과산재요양이후의고용안정성이보이는상관성을보이고있을뿐그와같은특성이재취업이후의고용안정성에영향을주는요인인지는명확하게알수없다. 이에본절에서는콕스모형을통하여다양한요소들이통제된상태에서어떤요소들이산재근로자의재취업이후고용안정성을결정하는지살펴보고자한다. 모형의통제변수로는인적속성 ( 성, 연령, 학력, 결혼유무 ) 과장해정도, 산재사업장속성 ( 업종, 직종, 종사상지위, 노조가입, 사업장규모 ) 등을활용하였다. 추정결과인구통계학적변수가운데학력변수가재취업일자리를유지하는데있어서유의하게작용하고있는것으로나타났고, 나머지성별이나연령, 결혼여부등은유의한영향을미치지못하고있는것으로나타났다. 유의하게나타난학력을살펴보면, 무학학력에비해중졸은 0.626, 고졸은 0.604, 대졸이상은 0.766으로대체적으로고학력으로갈수록재취업일자리의유지가능성이높다는것을의미한다. 12

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 인구통 계학적 특성 장해 산재 사업장 < 표 2> 재취업일자리고용유지결정요인분석 (Cox Reg.) 추정값 표준오차 카이스퀘어 해저드비 성별 : 남성 -0.142 0.180 0.618 0.868 연령 : 30대 -0.102 0.270 0.143 0.903 연령 : 40대 -0.164 0.275 0.356 0.849 연령 : 50대 -0.141 0.284 0.245 0.869 연령 : 60대이상 0.032 0.310 0.011 1.033 학력 : 초졸 -0.419 0.270 2.409 0.658 학력 : 중졸 -0.626* 0.273 5.254 0.535 학력 : 고졸 -0.604** 0.273 4.884 0.547 학력 : 대졸이상 -0.766*** 0.321 5.698 0.465 결혼여부 : 기혼 -0.028 0.185 0.023 0.973 장해등급 : 4-7( 기준 : 장해 1-3) 0.215 0.342 0.394 1.24 장해등급 : 8-9 -0.424* 0.258 2.705 0.655 장해등급 : 10-12 -0.256* 0.150 2.895 0.774 장해등급 : 13-14 -0.119 0.157 0.579 0.887 산업 : 제조업 ( 기준 : 기타산업 ) 0.115 0.163 0.499 1.122 산업 : 건설업 0.022 0.186 0.014 1.022 직업 : 전문가및관련종사자 ( 기준 : 관리자 ) -0.034 0.498 0.005 0.966 직업 : 사무종사자 -0.114 0.515 0.049 0.893 직업 : 서비스종사자 -0.019 0.398 0.002 0.981 직업 : 판매종사자 0.602 0.489 1.516 1.826 직업 : 농림어업숙련종사자 0.281 0.443 0.401 1.324 직업 : 기능원및관련기능종사자 -0.317 0.314 1.022 0.728 직업 : 장치 / 기계조작및조립종사자 -0.098 0.332 0.087 0.907 직업 : 단순노무종사자 -0.255 0.333 0.588 0.775 종사상지위 : 정규직 0.072 0.137 0.275 1.075 노조가입여부 : 가입 0.077 0.426 0.033 1.08 기업규모 : 30인이상 ~300 인미만 ( 기준 : 30인미만 ) -0.025 0.153 0.026 0.976 기업규모 : 300인이상 -0.236 0.467 0.255 0.79 N 910 * 자료 : 산재보험패널조사 1-3 차년도연결자료, 근로복지공단 원직장복귀를반영하지않았다는점에서이는두가지요소로생각해볼수있다. 먼저산재로인한인적자본의손실정도가고학력자가저학력자에비해적을수있다는점이다. 고학력자의경우는저학력자에비해상대적으로안전한일자리에있을가능성이높다. 물론다른요소들이통제된상태이지만인적자본의손실이상대적으로적을가능성이높다. 이에저학력자의경우는산재로인하여이전의업무와관련된기능이손실됨으로써이전의생산성을회복하지못하는반면, 고학력자는이전업무와관련된기능이손실되더라도학력을필요로하는다른업무로전환할수있다는것이다. 즉, 생산성의조정이상대적으로고학력자의경우에용이할수있다. 또다른한가지요소는사업장이동에서생산성에맞는임금조정이있을수있다는것이다. 저학력자의경우는고학력자에비해서산재이전의일자리보다좋은조건의일자리가주어질가능성이상대적으로낮다고볼수있다. 이에재취업사업장의사업주가감소한인적자본에비례하여제시하는임금수준이현저하게낮을수있고이는근로의욕의감소로나타날수있다. 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 13

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 다음으로유의하게영향을미치고있는장해변수를살펴보자. 이승렬 (2005) 에따르면장해정도는직장복귀자들의근속에영향을미치지않는것으로나타나고있다. 이에대하여이승렬 (2005) 의연구에서는장해판정이후의취업자인경우는이미재취업의고용관계가성립될때장해에대한극복이장해판정자스스로이루어지고, 근로자와사업주양자가장해에따른인적자본의손실을감안한상태에서고용관계가이루어졌다고볼수있기때문에영향을미치지않고있다고설명하고있다. 하지만본연구의결과에따르면장해정도가 8-12 등급정도일경우장해가없다고판정된재취업자들에비해고용을지속할가능성이낮은것으로나타나고있다. 다소차이가있는결과가나타난이유를생각하여보면이승렬 (2005) 의연구에서는원직장복귀자까지포함하여분석함으로써장해요소에대한효과가감소되었을가능성이있다. 왜냐하면원직장복귀자들의경우산재를당한사업장으로복귀하는것이므로사업주나경영주가장해정도에대한충분한정보를가진상태이기때문에고용지속에미치는영향이작을수있다. 하지만본연구에서처럼이직을한사람들만을대상으로한경우엔이러한인적자본손실정도에대한정보가충분히공유되지못할가능성이높기때문에고용지속가능성이낮게나타났다고판단된다. 마지막으로산재사업장에대한요소들은산재이후재취업일자리에서의고용유지에유의미한영향을미치지못하는것으로나타났다. 이러한원인으로는원직장으로돌아가지못하고타사업장으로재취업한경우산재이후인적자본감소로인해이전직장에서의산업이나직무와이질적인사업장에취업할가능성이있고, 이러한특성으로인해이전사업장의경력들이재취업일자리의고용유지에는영향을미치지못하는것이다. 3. 산재이후재취업횟수결정요인분석 (Negative Binominal Reg.) 앞선절까지재취업일자리의고용유지에대하여살펴보았다. 이번절에서는재취업일자리에서퇴직한이후일자리변동을파악하기위해이직횟수를분석하고자한다. 먼저산재요양종료이후 3개년간초기재취업자들의이직횟수를살펴보면, 1회취업한사람들이가장많은 82.6% 를차지하고있고, 2회가 13.9%, 3회이상이 3.1% 가량으로나타나고있다. 즉, 대부분의재취업자들이재취업한일자리에서계속근무하거나재취업한일자리를그만둔후다른일자리를얻지못한경우가대다수를차지하고있다. < 표 3> 재취업자들의이직횟수 이직횟수 빈도 비율 1 760 82.6 2 128 13.9 3 24 2.6 4 2 0.2 5 5 0.5 10 1 0.1 ( 단위 : %) * 자료 : 산재보험패널조사 1-3 차년도연결자료, 근로복지공단 14

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 어떠한요소들이이러한이직횟수에영향을미치는지살펴보기위해음이항회귀분석모형을이용하여실증분석하였다. 분석결과재취업자들의이직횟수에영향을미치는유의미한요소들은발견할수없었다.( 부표 3 참조 ) 산재근로자들의노동시장은일반적인노동시장에서의이직과다르게제한적인요소들이많다. 초기원직장으로복귀하지못한근로자들의경우 산재로인한업무수행의어려움 이가장많은비중을차지하고있다. 그외에도 개인의건강문제 가높은비중을차지하고있어재취업이나이직이상당히제한적이라는것을확인할수있다. 이로인하여재취업일자리가지속적으로유지되지못할경우다른일자리로의이직이원활하지못할것으로판단되고, 그결과이직의규모가일반적인노동시장의특성과는다소차이를보일수밖에없다. < 표 4> 원직장에서퇴사한이유 원직장에서퇴사한이유빈도비율 개인의건강문제 183 14.0 산업재해로인한업무수행의어려움 581 44.5 사업주, 상사, 동료등과의인간관계갈등 66 5.1 임금등근로조건의변동 49 3.8 출퇴근등이동문제 12 0.9 더좋은직장이있어서 58 4.4 사업장의폐업 85 6.5 계약만료 57 4.4 징계해고 38 2.9 사업장의권고사직요청등 101 7.7 기타 75 5.7 * 주 : 원직장복귀자를제외한응답임 * 자료 : 산재보험패널조사 1 차년도조사자료, 근로복지공단. ( 단위 : %) 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 15

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) V. 결론및시사점 산업재해는국가적으로나재해근로자에게적지않은피해를안기게된다. 따라서정부나기업, 근로자모두에게있어산업재해예방노력은강조될수밖에없고, 발생된재해피해를최소화할수있는사회적관심이필요하다 ( 양재성외, 2012). 즉불가피하게산업재해가발생하였다하더라도그후산업재해근로자가경제활동을지속할수있도록관심을가지고, 제도적으로지원하는것이필요하다고생각된다. 이러한이유로산업재해근로자의일자리변동을연구하는것은무엇보다도가치있는일이라고판단된다. 이에본연구에서는근로복지공단근로복지연구원에서제공하고있는 산재보험패널조사 1~3차데이터를이용하여산업재해근로자의일자리변동에관하여실증하였다. 본연구의주요실증분석결과를요약하면다음과같다. 첫째, 산재이후원직장에복귀하지못하고재취업을해서그직장을유지하거나이직을반복하는규모는전체의약 28.0% 가량으로이들은원직장복귀자들에비해산재이후근로취약계층으로구분될가능성이높은것으로나타났다. 둘째, 산재이후재취업한근로자들의경우재취업일자리유지기간은남성일수록, 연령대가낮을수록, 학력이높을수록, 장해정도가낮을수록긴것으로나타나반대의경우엔단기일자리나반복일자리의가능성이높은것으로나타났다. 셋째산재이후재취업일자리유지기간을결정하는주요요소는학력과장해등급으로산재의결과로나타날수있는인적자본의손실정도나다른업무로의전환가능성이높을수록재취업일자리의유지에영향을미치는것으로나타났다. 넷째, 일자리이직횟수에대한분석결과산재근로자들의이직유형은일반적인노동시장에서의이직유형과는다소차이를보이는것으로나타났으며, 이에대한기초통계분석결과산재로인한노동력감소가주된원인으로추정되었다. 또한이직이없다는것은재취업일자리에서고용을지속할가능성도있겠지만, 재취업일자리에서퇴직한경우다른일자리로의이동이원활하지못해나타난결과일수있으므로이들에대한취업지원시산재요양이후에만그칠것이아니라중장기적인모니터링을통해취업알선의기회를지속할필요가있다고판단된다. 본연구는산업재해근로자의요양종결후일자리변화에관하여실증하였다. 본연구의실증분석은분석데이터의한계로인해산업재해근로자측면만으로초점을맞추어분석을진행하였다. 또한기존연구들에서직장유지기간이나이직효과가상쇄될수있는가능성이있어정책적지원대상에대한효과를추출하기위해재취업근로자들을대상으로실증분석을진행하고있다. 산업재해근로자의일자리를분석한많은연구들이산업재해근로자의원활한직장복귀를위해서는사업주혹은사업체측면을강조하고있는것이사실이다. 만약추후이러한사업체측면이보완된다면보다의미있는산업재해근로자의일자리변화를연구할수있을것이다. 또한원직장으로의복귀를통해산재이전의경제수준을산재이후에도지속적으로영위할수있도록강조하고있다. 하지만현실적으로원직장으로만의복귀에는한계가있기때문에재취업에대한지원을강화하고모니터링을지속할필요가있다. 이와같은분석결과상의한계점에도불구하고본연구는국내에서는많이다루어지지않은산업재해근로자의일자리변화를보다장기적인관점에서실증한것에의의를가진다고생각된다. 16

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 참고문헌 김양진, 도기쁨, 김수연 (2014), 산재근로자의원직장복귀에영향을미치는요인연구 : 경쟁위험분석 (competing risk analysis) 을중심으로, 제1회산재보험패널학술대회, 근로복지공단근로복지연구원. 김우영, 권현지 (2016), 사업체별재해빈도에대한노동조합효과 : 제조업을중심으로, 2016년한국고용노사관계학회동계학술대회자료집, 한국고용노사관계학회. 박수경, 안치민 (2006), 산재근로자의원직복귀예측요인, 사회복지정책, 26: 177-194, 한국사회복지정책연구원. 배화숙 (2014), 산업재해근로자의노동시장이행관련요인연구, 한국산학기술학회논문지, 15(12): 7093-7100. 안준기, 오세미 (2015), 산재근로자의경제활동변동및자존감에영향을미치는요인에관한연구, 사회보장연구, 31(1): 109-135, 한국사회보장학회. 양재성, 오순복, 임성수 (2012), 산재근로자직업복귀형태에영향을미치는결정요인분석 : 요양종결후장해판정자를중심으로, 사회보장연구, 28(3): 153-176, 한국사회보장학회. 이민재, 서영주 (2015), 산업재해근로자의직업복귀에미치는영향 : 업무수행능력의매개효과를중심으로, 제2회산재보험패널학술대회, 근로복지공단근로복지연구원. 이승렬 (2004), 요양종결이후산재근로자의취업기간분석, 노동경제논집, 37(3): 25-52, 한국노동경제학회. 이승렬 (2005), 산재근로자의노동이동에관한연구 : 장해판정자의취업력분석, 한국노동연구원. 이재성, 안준기 (2016), 근로환경에서의위험노출정도에관한연구 : 고용형태별비교분석, 산업관계연구, 26(1): 147-173, 한국고용노사관계학회. 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 17

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) < 부록 1> 주요업종별재해다발상위세부업종현황 ( 단위 : 명, %) 2015. 9 월말전년동기증감 대업종 중업종 재해자수 사망자수 재해자수 사망자수 재해자수 사망자수 비금속광물제품제조및금속제품제조업또는금속가공업 3,383 59 3,546 61-163 -2 기계기구제조업 3,198 50 3,251 43-53 7 제조업 수송용기계기구제조업 2,020 21 2,189 25-169 -4 화학제품제조업 1,774 39 1,917 30-143 9 식료품제조업 1,621 17 1,655 18-34 -1 수상운수업, 항만하역및화물취급사업 954 21 970 18-16 3 여객자동차운수업 653 47 726 37-73 10 운수창고통신업 화물자동차운수업 342 6 392 16-50 -10 소형화물운수업및택배업, 퀵서비스업 364 6 289 4 75 2 기타의각종사업 8,785 82 8,688 86 97-4 도 소매및소비자용품수리업 4,296 36 4,628 47-332 -11 기타의사업 건물등의종합관리사업 2,796 41 2,701 39 95 2 보건및사회복지사업 2,123 7 2,164 4-41 3 위생및유사서비스업 1,474 22 1,596 23-122 -1 주 : 1) 재해자수 : 업무상사고또는질병으로인해발생한사망자와부상자, 질병이환자를합한수 2) 사망자수 : 업무상사고또는질병으로인해발생한사망자수 ( 사망자수에는사업장외교통사고 ( 운수업, 음식숙박업은포함 ), 체육행상, 폭력행위, 사고발생일로부터 1년경과사고사망자제외 [ 산업재해통계업무처리규정 ( 고용노동부예규 )]) * 자료 : 고용노동부, 산업재해현황분석, 각년도. 18

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 부록 2> 산업재해현황 ( 단위 : 단위, %) 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 전체재해율 0.68 0.74 0.73 0.77 0.77 0.9 0.85 0.77 0.77 0.72 0.71 0.7 0.69 0.65 0.59 0.59 0.53 전년대비재해율증감율 300인미만사업장재해율전년대비 300인미만사업장재해율증감율 사고성사망만인율 전년대비사고사망만인율증감율 -16 8.8-1.4 5.5 0 16.9-5.6-9.4 0-6.5-1.4-1.4-1.4-5.8-9.2 0-10.2 0.87 0.99 0.92 0.97 0.92 1.02 0.96 0.93 0.91 0.85 0.84 0.84 0.83 0.78 0.7 0.69 0.61-13.9 13.8-7.1 5.4-5.2 10.9-5.9-3.1-2.2-6.6-1.2 0-1.2-6 -10.3-1.4-11.6 2.19 1.96 1.49 1.47 1.14 1.24 1.24 1.07 0.96 0.91 0.87 0.82 0.78 0.79 0.73 0.71 0.58-12 -10.5-24 -1.3-8.8 0-13.7-10.3-5.2-4.4-5.7-4.9 1.3-7.6-2.7-18.3 사망자수 2,212 2,291 2,528 2,748 2,436 2,701 2,586 2,282 2,238 2,159 2,146 1,916 1,931 1,860 1,864 1,929 1,850 전년대비사망자수증감율 업무상질병자수 전년대비질병자수증감율 -19.3 3.6 10.3 8.7-10.9-4.3-11.8-1.9-3.5-0.6-10.7 0.8-3.7 0.2 3.5-4.1 1,838 2,732 4,051 5,653 5,417 9,130 9,183 7,495 10,235 11,472 9,734 8,721 7,803 7,247 7,472 7,627 7,678-13.3 48.6 48.3 39.5-4.2 68.5 0.6-18.4 36.6 12.1-15.1-10.4-10.5-7.1 3.1 2.1 0.7 주 : 1) 재해율 : 근로자수 100명당발생하는재해자수의비율을의미함 2) 업무상사고사망만인율 : 연간근로자수 10,000 명당발생하는업무상사고사망자수의비율을말함 3) 사망자수 : 근로복지공단에서유족급여지급이결정된업무상사고사망자수와지방노동관서에산업재해조사표가제출된업무상사고사망자수 4) 업무상질병자수 : 근로복지공단에산재보상금이결정된업무상질병사주와지방고용노동관서에산업재해조사표가제출된업무상질병자수 ( 산재미보고적발자수포함 ) 를말함 5) 재해자수 : 근로복지공단에서요양승인된재해자수와지방고용노동관서에산업재해조사표가제출된재해자수 ( 산재미보고적발자수포함 ) 를말함 6) 재해유형 : 떨어짐 ( 높이가있는곳에서사람이떨어짐 ), 넘어짐 ( 사람이미끄러지거나넘어짐 ), 깔림및뒤집힘 ( 물체의쓰러짐이나뒤집힘 ), 부딪힘 ( 물체에부딪힘 ), 물체에맞음 ( 날아오거나떨어진물체에맞음 ), 무너짐 ( 건축물이나쌓여진물체가무너짐 ), 끼임 ( 기계설비에끼이거나감김 ) 7) 근로자수 : 근로자수는산업재해보상보험가입근로자수를말함 8) 업무상사고사망자수 : 근로복지공단에서유족급여지급이결정된업무상사고사망자수와지방노동관서에산업재해조사표가제출된업무상사고사망자수 ( 산재미보고적발업무상사고사망자수포함 ) 를말함 ** 자료 : 고용노동부, 산업재해현황분석, 각년도. 1-1. 산업재해근로자의일자리변화에관한연구 19

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) < 부록 3> 재취업일자리횟수결정요인분석 (Negative Binominal Reg.) ( 단위 : %) 추정값 표준오차 z 상수항 0.065 0.341 0.19 성별 : 남성 0.059 0.104 0.57 연령 : 30대 -0.107 0.157-0.68 연령 : 40대 -0.016 0.157-0.1 연령 : 50대 -0.002 0.162-0.01 인구통계 학적특성 연령 : 60 대이상 -0.025 0.177-0.14 학력 : 초졸 0.143 0.189 0.76 학력 : 중졸 0.120 0.189 0.63 학력 : 고졸 0.107 0.189 0.57 학력 : 대졸이상 0.083 0.211 0.39 결혼여부 : 기혼 -0.019 0.104-0.18 장해등급 : 4-7( 기준 : 장해없음 ) 0.041 0.207 0.2 장해 장해등급 : 8-9 -0.053 0.132-0.4 장해등급 : 10-12 -0.035 0.086-0.4 장해등급 : 13-14 0.004 0.091 0.04 산업 : 제조업 ( 기준 : 기타산업 ) -0.064 0.091-0.7 산업 : 건설업 -0.032 0.100-0.32 직업 : 전문가및관련종사자 ( 기준 : 관리자 ) -0.013 0.301-0.04 직업 : 사무종사자 0.133 0.305 0.44 직업 : 서비스종사자 0.133 0.242 0.55 직업 : 판매종사자 0.147 0.313 0.47 산재 사업장 직업 : 농림어업숙련종사자 0.115 0.275 0.42 직업 : 기능원및관련기능종사자 0.089 0.193 0.46 직업 : 장치 / 기계조작및조립종사자 0.056 0.205 0.27 직업 : 단순노무종사자 0.031 0.202 0.15 종사상지위 : 정규직 -0.025 0.078-0.32 노조가입여부 : 가입 0.099 0.222 0.45 기업규모 : 30 인이상 ~300 인미만 ( 기준 : 30 인미만 ) -0.050 0.086-0.58 기업규모 : 300 인이상 -0.234 0.276-0.85 * 자료 : 산재보험패널조사 1-3 차년도연결자료, 근로복지공단 N 910 20

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 1-2 산재근로자의원직장복귀후지속적인고용유지에영향을 주는요인및요인간패턴도출 유동희 *, 최근호 ** 요 약 직장복귀이후의안정적인고용유지는산재근로자의성공적인직장복귀에필수적인요소임에도불구하고, 직장복귀에비해현재고용유지를위한노력과관심은부족한실정이다. 또한직장복귀측면에서, 산재로인한요양종결이후산재이전에근무했던원직장으로복귀하는것은타직장으로복귀하는것에비해산재근로자에게양질의근로조건을제공해줄수있다. 따라서, 본연구에서는제 3차산재보험패널데이터에다차원분석이용이한데이터마이닝기법중하나인의사결정나무 (decision tree) 알고리즘을적용하여원직장복귀후고용유지에영향을주는요인들과요인들간의관계를분석하였다. 분석결과, 최종 11개변수들이원직장복귀후고용유지에영향을미치는중요한요인들인것으로나타났으며, 최종 12개의고용유지관련패턴이도출되었다. 본연구는원직장복귀후고용유지에영향을주는요인들과요인들간관계를파악하기위해고용유지에영향을줄것으로여겨지는다양한변수들을고려하였다는점과고용유지에도움을주는패턴들을도출하였다는점에서의의를찾을수있다. 향후도출된패턴들은원직장에복귀한산재근로자의고용을지속적으로유지하기위한방안수립에도움을줄것으로기대된다. I. 서론 오늘날한국에서발생하는산재근로자의규모는매해 9만여명에달한다. 산업재해는산재근로자의직업경력을단절시키고신체적인장애를남기며, 국가및산업사회전반에노동공급을감소시키는등다양한문제를야기한다 ( 양재성외, 2012). 이러한문제를해결하기위해근로복지공단은산재보험제도를통해산재근로자에게요양및보상서비스를제공하며, 산재근로자의안정적인직장복귀를위한복지및재활사업을추진하고있다. 산재근로자를효과적으로보호하기위해서는예방을통한산업재해방지, 산재근로자에대한보상, 그리고직장복귀지원이매우중요하다. 이를위해, 산재보험재활사업 5개년사업계획이수립되었고산재근로자를위한재활사업이본격적으로추진되었으며, 직업복귀율제고를위한여러방안들이연구되어왔다 ( 류만희 & 김송이, 2009; 이승욱 & 박혜전, 2007). * 경상대학교경영대학경영정보학과부교수 ** 교신저자, 근로복지공단근로복지연구원책임연구원 (keunho@kcomwel.or.kr) 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 21

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 하지만산재장애인은일반근로자에비해직업복귀후고용유지과정에서더욱어려움을겪는다는점에서 ( 김지원, 2015), 직장복귀이후안정적인고용유지역시산재근로자의성공적인직장복귀에서필수적이라할수있다. 또한직장복귀의질적인측면에서, 요양종결이후산재이전에근무했던원직장으로복귀하는산재근로자의경우타직장으로복귀하는산재근로자에비하여양질의근로조건을경험하는경향을보이고있다. 제3차년도산재보험패널조사에의하면, 원직장으로복귀한산재근로자는타직장으로복귀한산재근로자에비해약 1.4배높은근로소득을벌어들이며, 복리후생 ( 법정퇴직금, 유급휴가, 식사비용보조, 경조사지원, 보육비지원 ) 과사회보험가입률측면에서도더나은조건을제공받는것으로나타났다 ( 제3차산재보험패널조사기초분석보고서, 2016). 이같은문제의식에근거하여, 본연구에서는원직장복귀후고용유지에영향을주는요인들과요인들간의관계를분석하고자하였다. 이를위하여제3차산재보험패널데이터를이용하였으며, 다차원분석이용이한데이터마이닝기법중하나인의사결정나무 (decision tree) 알고리즘을적용하였다. 본연구의구성은다음과같다. 2장에서는직장복귀후고용유지에영향을주는요인들을조사한기존문헌들에대해살펴본다. 3장에서는원직장복귀후지속적인고용유지에영향을주는요인들과요인들간관계를분석하기위한연구방법을설명한다. 4장에서는데이터마이닝기법을통해도출된분류패턴에대한결과해석이이루어지며, 마지막장에서는본연구의요약과더불어시사점과한계점에대해다룬다. II. 문헌연구 1. 산재근로자의직장복귀후고용유지영향요인성공적인직업복귀란직장복귀와더불어지속적으로직장에서직업생활을유지해나가는것이라할수있다. 산재근로자또는장애근로자의성공적인직업복귀를위해직장복귀후고용유지에영향을미치는요인에관한연구들이진행되어왔다. 우선재해발생이후첫번째직장복귀를기준으로고용유지현황을살펴본연구들은다음과같다. Butler 외 (1995) 에서는산재이후첫직장복귀에성공한근로자들중절반정도만이고용을유지하며, 연령이높고여성일수록, 공공기관에서일하지않을수록, 교육을많이받지않을수록고용변화가발생하는것으로나타났다. Baldwin 과 Butler(2006) 도산재근로자의첫직장복귀이후고용변화에영향을주는요인으로성별 나이및회사근속년수등을설명하였다. Bültmann 외 (2007) 는근골격계장애를지닌산재근로자를대상으로연구하였으며, 직장복귀이후산재근로자의실업상황을초래하는주요한요인으로건강상태를꼽았다. 또한변용찬과이정선 (2005) 의연구에서는취업장애인의고용유지기간에영향을미치는요인을분석하였다. 그결과연령, 교육수준, 일상생활제한여부, 임금, 상용근로자여부, 자영업여부의영향을확인할수있었다. 한편남정휘와조성욱 (2012) 은중증장애인근로자를대상으로고용유지기간을분석하였다. 이연구에서는인구사회학적요인인성별과자격증보유, 고용환경요인인고용형태와임금수준이산재근로자의고용유지에대하여유의한관계를도출하였다. 그러나이연구에서장애유형은고용유지에유의미한영향력을미치지않는요인으로나타났다. 22

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 원직장복귀자를대상으로한연구들을살펴보면, Young(2010) 은인터뷰방식의질적연구를통하여상사와의관계나경제적환경, 작업조건등의외부요인들을고용유지와관련이있는요소로제시하였다. 김영광외 (2015) 는기혼자, 학력수준이높은경우, 소득이높을수록, 만성질환이없는경우, 직장내노동조합이있는경우, 상용직인경우, 산재후사업장이제공한경제적지원에만족도가높은경우원직장복귀자의고용유지가지속되는것으로보았다. 한편박은주 (2014) 는산재근로자들이직장복귀이후의기록들을바탕으로취업유형을분류하였으며각유형별로고용유지의차이가발생한다는점을제시하였고, 김지원 (2015) 은원직장복귀자중에서도직업의종류에따라근로환경이상이하며이는고용유지간의차이에도영향을미치는것으로나타났다. 2. 기존연구와의차이점지금까지산재근로자의직장복귀후고용유지에영향을주는요인들을분석한여러연구들이진행되었는데, 본연구가가지는기존연구와의차이점을요약하면다음과같다. 1) 산재근로자의고용상태의변화를지속적으로조사한패널데이터를활용하였기때문에, 기존연구에비해분석결과에대한신뢰도가높다고할수있다. 근로복지공단에서제공하는제3차산재보험패널데이터를활용하여원직장에복귀한산재근로자의 3년간고용상태의변화와그것에영향을주는요인들을조사하였다. 2) 기존연구에비해다양한변수를사용하여원직장에복귀한산재근로자들의고용유지에영향을주는요인들을분석하였으며, 선행연구와차별되는새로운요인들을발견할수있었다. 3) 기존연구에서는주로통계적기법을활용하여산재근로자의고용유지에영향을주는요인들의영향력을분석하였지만, 본연구에서는다차원분석에적합한데이터마이닝기법인의사결정나무알고리즘을활용하여원직장에복귀한산재근로자들이지속적으로직업생활을유지하게해주는다양한패턴들을도출하였다. III. 연구방법 1. 분석데이터본연구에서사용한분석데이터는근로복지공단에서제공하는 3차산재보험패널데이터 이며, 본데이터는 2012 년 1월에서 12월에요양을종결한산재근로자 2,000 명을대상으로이들의경제활동및건강상태등에대한다양한내용을포함하고있다. 본연구에서는 1차산재보험패널조사당시원직장에복귀한산재근로자를초기분석대상으로설정하였다. 이중계약기간이나개인의의사등으로인해다른요인들과상관없이원직장에서고용을유지하지못하는패널을분석에서제외하고, 1차조사당시원직장복귀자중현직장에서지속적인근무가가능하며현직장을계속다닐의사가있다고응답한 493명을최종분석대상으로선정하였다. 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 23

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 2. 원직장복귀후고용유지영향요인간패턴분석 1) 분석기법본연구에서는원직장복귀후고용유지에영향을주는요인들을도출하고요인들간의패턴을도출하기위해데이터마이닝기법중하나인의사결정나무알고리즘을분석기법으로사용하였다. 의사결정나무알고리즘은분석에사용할각독립변수를대상으로그독립변수의변수값에따라부모노드 (parent node) 를구성하며, 서로다른클래스의관측대상을점차동일한클래스의관측대상들로구성된여러작은자식노드 (child node) 로분할하게되는데, 이때자식노드의평균순수도가가장높아지도록분할한독립변수가해당부모노드에서의분할변수로사용된다. 노드의순수도는노드에포함된관측대상들이속한클래스의다양성정도를의미하며, 엔트로피인덱스 (entropy index), 지니인덱스 (gini index), 또는카이제곱 (chi square) 등을기준으로측정할수있다 (Witten & Frank, 2005). 이러한반복적인분할작업후자식노드에속하는관측대상들의수가사용자가지정한수치보다작거나, 그자식노드의순수도가사용자가지정한수치보다크게되면분할작업은더이상진행되지않는다. 의사결정나무에서생성된분류패턴은이해하기쉬운형태로만들어지기때문에그설명력이매우우수하다는장점이있다. 2) 목표변수본연구에서는분석대상들에게동일한기준을적용하기위해산재근로자가원직장에복귀한후의고용유지기간을계산하였다. 고용유지기간은 1차조사당시원직장에복귀한자들을대상으로수집한원직장복귀일과 2차와 3차조사를통해수집한원직장퇴사일정보를이용하였으며, 3차조사당시까지원직장을유지하고있는경우고용유지기간은원직장복귀일부터 3차조사시점일 (2015 년 9월 1일 ) 까지로정의하였다. 이와같이생성한고용유지기간변수의중앙값인 36개월을기준으로삼고, 고용유지기간이 36개월이하인경우를미유지, 36개월초과인경우를유지로분류하고이를목표변수로사용하였다. 이를통하여고용유지기간이다른사람들에비해짧은경우와다른사람들에비해긴경우는어떠한요인에서기인하는지를살펴보고자하였다.. 3) 독립변수분류에사용될패턴도출을위해본연구에서는문헌조사와전문가토의를통해원직장복귀후고용유지에영향을줄수있을것이라고판단된 139개의독립변수후보들 (< 부록 > 참고 ) 을선정하였으며, 서열형변수 ( 일자리만족도, 업무적응정도등 ) 의경우변수값이지닌상대적크기에대한정보를추가로분석에활용하기위해데이터형식을연속형값으로설정하였다. 이러한변수들은변수값들이등간격이아니기때문에회귀분석등과같은통계적방법을이용할경우데이터형식을연속형값으로인식하여잘못된결과를도출할수있으나, 본연구에서사용하고자하는의사결정나무는상대적인크기만을고려하기때문에데이터형식을연속형값으로설정하여도큰문제가발생하지않는다. 24

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 초기에선정된독립변수후보들중에는분류패턴을도출하는데아무런도움을주지못하는것들이있을수있다. 목표변수의분류에큰도움이되지않음에도불구하고분류패턴도출시이용된다면분류의정확성을저하시킬수도있기때문에이러한변수들을제거한후분류패턴을도출하는것이바람직하다 (Dash & Liu, 1997). 이와같이, 여러독립변수후보들중목표변수분류에중요한역할을하는변수들을선정하는과정을변수선정이라고하는데, 본연구에서는아래의 GR(gain ratio) 을변수선정알고리즘으로사용하여독립변수후보들의중요도를평가하였다. 는부모노드의집합이고, 는관측대상 가독립변수 에대해가지는값이며, 는독 립변수 가가지는값들의집합이다. 독립변수 에대한 (information gain) 는위식과같이엔트로 피 의항목으로정의되는데, 엔트로피 는다음과같이정의된다. log 여기서, 는자식노드내에서목표변수값이 인관측대상이차지하는비율을나타낸다. 는다양한변수값을지닌독립변수들이중요한독립변수로선정될수있다는문제점을지니고있는데, 은 를 intrinsic value 로나눠줌으로써이러한 의문제점을보완하였다. 여기서, intrinsic value 는분할된자식노드의수와자식노드들내에존재하는관측대상의수를고려하여계산한엔트로피값을나타낸다. 4) 데이터균형화목표변수내에특정클래스에속하는관측대상이다른클래스에속하는관측대상보다많을경우, 관측대상이적은클래스에비해관측대상이많은클래스에대해학습이많이이루어기때문에특정클래스만을잘분류하는편향된분류패턴이도출된다. 따라서분류패턴을도출하기전목표변수내에존재하는클래스들의비율을맞추어주는과정이필요하다본연구의목표변수인원직장복귀후 36개월간고용유지여부는유지 / 미유지의 2개클래스로구성되어있는데, 각클래스별관측대상의수는유지가 224명, 미유지가 269명으로목표변수의클래스분포가다소편향되어있어, 언더샘플링 (under-sampling) 을통해클래스의비율을맞추는작업을추가로진행하였다. 그결과, 전체 448명 ( 유지 : 224명, 미유지 : 224명 ) 으로이루어진데이터셋을원직장복귀후고용유지패턴도출을위한최종데이터셋으로사용하였다. 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 25

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) IV. 분석결과및토의 1. 최종사용변수본연구에서는오픈소스데이터마이닝툴인 Weka ver.3.6.13 을이용하여원직장복귀후고용유지패턴을도출하였으며, 분류알고리즘으로 C4.5 기반의의사결정나무알고리즘을이용하였다. 도출된분류패턴의신뢰도를높이고, 과잉적합 (over-fitting) 문제를완화하기위해잎노드 (leaf node) 의최소관측대상수는 10명으로설정하였다. < 부록 > 의초기 139개독립변수후보들에앞서설명한변수선정알고리즘을적용한후중요도가 0 인 18개의변수를제외하였고, 나머지 121개독립변수를사용하여분류패턴을도출하였다. 그결과, < 표 1> 에나와있는 11개의독립변수가최종적으로선정되었다. 일자리만족도 ( 근로시간 )* 변수명 단순노무종사자직업이력유무 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 ) 심리재활서비스이용여부 최종혼인상태 비정규직임금근로자이력유무 현재하고있는일에대한평소생각 ( 일에만족 )* 요양중사업주가임금지급여부 일자리만족도 ( 임금 / 소득 )* 기타국가자격증유무 일자리만족도 ( 개인의발전가능성 )* * 데이터형식을연속형값으로취급 < 표 1> 최종사용변수 변수값 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 있음, 2: 없음 1: 예, 2: 아니오 1: 이용, 2: 미이용 1: 미혼, 2: 혼인, 3: 별거, 4: 이혼, 5: 사별, 6: 기타 1: 있음, 2: 없음 1: 매우그렇다, 2: 그런편이다, 3: 보통이다, 4: 그렇지않은편이다, 5: 전혀그렇지않다 1: 있음, 2: 없음 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 있음, 2: 없음 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 2. 원작장복귀유지영향요인간패턴도출결과의사결정나무알고리즘에의해도출된분류패턴중잎노드의관측대상이 10명이상인패턴은아래 < 표 2> 와같으며, 이패턴들의주요특성을살펴보면다음과같다. 첫번째, 원직장에복귀후 36개월을초과하여고용을유지할확률이가장큰경우는근로시간에대한일자리만족도가보통이하이고, 공단에서제공하는재활지원상담서비스에대한안내를받지않았으며, 비정규직임금근로자이력이없고, 임금및소득에대한일자리만족도가만족이상인경우로, 90.00% 로나타났다 (1번패턴 ). 재활지원상담서비스에대한안내를받지않았을경우안내를받은경 26

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 우에비해신체적인건강상태가양호할가능성이높고, 비정규직임금근로자이력이없을경우현재원직장에서도비정규직이아닐가능성이높다. 또한임금및소득에대해만족하는상태는장기간고용을유지할확률을높이며, 장기간원직장고용유지에는근로시간에대한만족도보다는임금및소득에대한만족도가더많은영향을주는결과로해석된다. 두번째, 원직장복귀후고용유지기간이 36개월이하가될확률이가장큰경우는근로시간에대한일자리만족도가보통이하이고, 공단에서제공하는재활비원상담서비스에대한안내를받았으며, 현재기혼상태인경우이다. 해당패턴의확률은 77.61% 로나타났다 (6번패턴 ). 세번째로는 4번과 10번분류패턴을비교할수있다. 4번패턴을살펴보면근로시간에대한일자리만족도가만족이상이고, 단순노무종사자직업이력이없으며, 심리재활서비스를이용한자중, 요양중사업주가임금을지급했을경우에는원직장복귀후고용유지기간이 36개월을초과할확률이 69.23% 인것으로나타났다. 그러나 10번패턴의경우, 4번패턴과동일한조건을유지하나요양중사업주가임금을지급하지않았을경우원직장복귀후고용유지기간이 36개월이하일확률은 66.67% 로산출되었다. 요양중사업주가임금을지급하였을경우에는그렇지않은경우에비해사업주또는사업장이산재근로자에친화적이며, 요양중임금을지급할수있을정도의규모를갖추거나안정적으로운영되는사업장일가능성이높다. 이같은특성이원직장복귀후장기간고용을유지할가능성을증대시키는결과로해석된다. 네번째, 5번과 7번분류패턴을살펴보면, 근로시간에대한일자리만족도가만족이상이고, 단순노무종사자직업이력이없으며, 심리재활서비스를이용하지않은자중, 현재하고있는일에대해평소보통이상으로만족한다고생각하는경우에는원직장복귀후고용유지기간이 36개월을초과할확률이 69.08% 로나타났다 (5번패턴 ). 그러나현재하고있는일에대해평소불만족스럽다고생각하는경우에는원직장복귀후고용유지기간이 36개월이하일확률이 75.00% 로나타났다 (7번패턴 ). 즉, 현재하고있는일에대해평소느끼는만족도가원직장장기고용유지에중요한영향을미치는결과로판단된다. 다섯번째, 원직장복귀후고용유지기간이 36개월을초과할것으로나타난패턴들에는공단에서제공하는재활지원상담서비스에대한안내를받지않은경우가많은반면, 원직장복귀후고용유지기간이 36개월이하일것으로나타난패턴들에는공단에서제공하는재활지원상담서비스에대한안내를받은경우가많았다. 이는기본적으로재활지원상담서비스에대한안내를받은경우신체적인건강상태가좋지않을가능성이높아안내를받지않은경우에비해장기간고용을유지하는것이어려웠을것으로판단된다. 여섯번째, 1번 2번 3 번 9번 12 번패턴을비교하여살펴보면, 원직장에복귀후 36개월을초과하여고용을유지할것으로나타난패턴들에는비정규직임금근로자이력이없는경우가많았다. 비정규직임금근로자이력이없는경우현재원직장에서도정규직으로근무하는가능성이높으므로장기간원직장고용유지가가능하였을것으로추론할수있겠다. 일곱번째, 6번과 8번패턴에의하면, 근로시간에대한일자리만족도가보통이하이고, 공단에서제공하는재활지원상담서비스에대한안내를받았을경우원직장복귀후 36개월이내로고용을유지할확률이 75~77% 정도로높게나타났다. 재활지원상담서비스에대한안내를받은경우신체적인건강상태가좋지않을가능성이높으며, 근로시간에대한만족도가낮은것으로보아원직장의근로시간이많을것으로유추된다. 즉, 신체적인건강이좋지않은상태이기에근로시간이긴원직장에서는장기간고용을유지하는것이어려웠을것으로해석된다. 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 27

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 여덟번째, 3번과 12번패턴을살펴보면, 근로시간에대한일자리만족도가보통이하이고, 공단에서제공하는재활지원상담서비스에대한안내를받지않았으며, 비정규직임금근로자이력이없고, 임금및소득에대한일자리만족도가보통이하이며, 기타국가자격증이없는자중개인의발전가능성에대한일자리만족도가만족이상인경우에는원직장복귀후 36개월을초과하여고용을유지할확률이 70.00% 로나타났다 (3번패턴 ). 그러나개인의발전가능성에대한일자리만족도가보통이하인경우에는원직장복귀후 36개월이내로고용을유지할확률이 61.76% 로나타났다 (12번패턴 ). 이는곧장기간원직장고용유지대하여근로시간에대한만족도와임금및소득에대한만족도에비해개인의발전가능성과관련한만족도가더욱큰영향을주는관계로판단된다. < 표 2> 원직장복귀후고용유지분류패턴 No. 패턴클래스확률 1 2 3 일자리만족도 ( 근로시간 )>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 )=' 아니오 ' & 비정규직임금근로자이력유무 =' 없음 ' & 일자리만족도 ( 임금 / 소득 )<=2 일자리만족도 ( 근로시간 )>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 )=' 아니오 ' & 비정규직임금근로자이력유무 =' 없음 ' & 일자리만족도 ( 임금 / 소득 )>2 & 기타국가자격증유무 =' 예 ' 일자리만족도 ( 근로시간 )>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 )=' 아니오 ' & 비정규직임금근로자이력유무 =' 없음 ' & 일자리만족도 ( 임금 / 소득 )>2 & 기타국가자격증유무 =' 아니오 ' & 일자리만족도 ( 개인의발전가능성 )<=2 유지 90.00 유지 72.00 유지 70.00 4 5 6 7 8 9 10 일자리만족도 ( 근로시간 )<=2 & 단순노무종사자직업이력유무 =' 없음 ' & 심리재활서비스이용여부 =' 이용 ' & 요양중사업주가임금지급여부 =' 예 ' 일자리만족도 ( 근로시간 )<=2 & 단순노무종사자직업이력유무 =' 없음 ' & 심리재활서비스이용여부 =' 미이용 ' & 현재하고있는일에대한평소생각 ( 일에만족하고있다 )<=3 일자리만족도 ( 근로시간 )>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 )=' 예 ' & 최종혼인상태 =' 혼인 ' 일자리만족도 ( 근로시간 )<=2 & 단순노무종사자직업이력유무 =' 없음 ' & 심리재활서비스이용여부 =' 미이용 ' & 현재하고있는일에대한평소생각 ( 일에만족하고있다 )>3 일자리만족도 ( 근로시간 )>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 )=' 예 ' & 최종혼인상태 =' 미혼 ' 일자리만족도 ( 근로시간 )>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 )=' 아니오 & 비정규직임금근로자이력유무 =' 있음 ' 일자리만족도 ( 근로시간 )<=2 & 단순노무종사자직업이력유무 =' 없음 ' & 심리재활서비스이용여부 =' 이용 ' & 요양중사업주가임금지급여부 =' 아니오 ' 유지 69.23 유지 69.08 미유지 77.61 미유지 75.00 미유지 75.00 미유지 68.00 미유지 66.67 11 일자리만족도 ( 근로시간 )<=2 & 단순노무종사자직업이력유무 =' 있음 ' 미유지 63.16 12 일자리만족도 ( 근로시간 )>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 )=' 아니오 ' & 비정규직임금근로자이력유무 =' 없음 ' & 일자리만족도 ( 임금 / 소득 )>2 & 기타국가자격증유무 =' 아니오 ' & 일자리만족도 ( 개인의발전가능성 )>2 미유지 61.76 28

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 V. 결론 본연구에서는제 3차산재보험패널데이터에다차원분석이용이한데이터마이닝기법중하나인의사결정나무알고리즘을적용하여원직장복귀후고용유지에영향을주는요인들과요인들간의관계를분석하였다. 분석결과, 1) 일자리만족도 ( 근로시간 ), 2) 단순노무종사자직업이력유무, 3) 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 ), 4) 심리재활서비스이용여부, 5) 최종혼인상태, 6) 비정규직임금근로자이력유무, 7) 현재하고있는일에대한평소생각 ( 일에만족 ), 8) 요양중사업주가임금지급여부, 9) 일자리만족도 ( 임금 / 소득 ), 10) 기타국가자격증유무, 11) 일자리만족도 ( 개인의발전가능성 ) 의 11개변수들이원직장복귀후고용유지에영향을미치는중요한요인들인것으로나타났으며, 최종 12개의고용유지관련패턴들이도출되었다. 도출된패턴을살펴보면, 일자리만족도와관련하여근로시간측면보다는임금및소득측면의만족도, 그리고임금및소득보다는개인의발전가능성측면의만족도가 ( 높을수록 ) 고용유지기간에긍정적인영향을주는것으로나타났다. 또한, 요양중사업주가산재근로자에게임금을지급하는경우도원직장복귀후고용유지기간을늘리는데긍정적인영향을주는것으로나타났다. 하지만공단에서제공하는재활지원상담서비스에대한안내를받은경우신체적인건강상태가좋지않을가능성이높으므로, 안내를받지않은경우에비해고용유지기간이감소할개연성이높은것으로나타났다. 본연구는원직장복귀후고용유지에영향을주는요인들과요인들간관계를파악하기위해다양한변수들중의미있는변수를선별하고패턴을도출하였다는점과고용유지를지속시킬수있는고용유지패턴을도출한점에서연구의의의를찾을수있다. 향후, 도출된패턴들은원직장에복귀한산재근로자의고용을지속적으로유지하기위한방안수립에도움을줄것으로기대된다. 하지만, 투입한변인들의영향력을충분히검증하기위해서는보다확장된규모의데이터를활용할필요가있으나, 분석에사용한산재보험패널데이터표본수의한계로인해분석데이터의수가다소적은점은본연구의한계점으로인식된다. 본연구에서는원직장에복귀한산재근로자만을분석대상으로하였으나, 향후연구에서는타직장으로복귀한산재근로자를추가로분석하여원직장복귀자와타직장복귀자간고용유지패턴에차이가있는지를비교하고자한다. 참고문헌 김영광, 윤진하, 이완형, 석흥덕, 이준희, 원종욱, 노재훈, 2015, 산재근로자의원직장복귀후 직장유지에영향을미치는요인에관한연구, 제 55 차대한직업환경의학회가을학술대회, pp. 438-439. 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 29

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 김지원, 2015, 산재장애인원직장근로환경특성이고용유지에미치는영향, 제2회산재보험패널학술대회, pp. 57-55. 남정휘, 조성욱, 2012, 중증장애인의직업유지에영향을미치는요인에관한연구, 재활복지, 16(4), pp. 137-156. 류만희, 김송이, 2009, 산재근로자의직업복귀결정요인에관한연구, 한국사회복지행정학, 11(2), pp. 221-231. 박은주, 2014, 산재근로자의재해이후취업력에영향을미치는요인, 사회보장연구, 30(2), pp. 191-220. 변용찬, 이정선, 2005, 취업장애인의직업유지에영향을미치는요인에관한연구, 장애인고용, 15(1), pp. 153-171. 양재성, 오순복, 임성수, 2012, 산재근로자직업복귀형태에영향을미치는결정요인분석 : 요양종결후장해판정자를중심으로, 사회보장연구, 28(3), pp. 153-177. 이승욱, 박혜전, 2007, 산재근로자직업복귀에영향을미치는요인연구, 직업재활연구, 17(1), pp. 69-99. 제3차산재보험패널조사기초분석보고서, 2016. http://www.kcomwel.or.kr/researchinstitute/lay1/bbs/s1t`23c202/a/39/list.do Baldwin, M. L. and Butler, R. J., 2006, Upper extremity disorders in the workplace: Costs and outcomes beyond the first return to work, Journal of Occupational Rehabilitation, 16(3), pp. 303-323. Bültmann, U., Franche, R. L., Hogg-Johnson, S., Côté, P., Lee, H., Severin, C., Vidmar, M., and Carnide, N., 2007, Health status, work limitations, and return-to-work trajectories in injured workers with musculoskeletal disorders, Quality of Life Research, 16(7), pp. 1167-1178. Butler, R. J., Johnson, W. G., and Baldwin, M. L., 1995, Managing work disability: Why first return to work is not a measure of success, Industrial and Labor Relations Review, 48(3), pp. 452-469. Dash, M. and Liu, H., 1997, Feature selection for classification, Intelligent Data Analysis, 1, pp. 131-156. Young, A. E., 2010, Employment maintenance and the factors that impact it after vocational rehabilitation and return to work, Disability and Rehabilitation, 32(20), pp. 1621-1632. Witten, I. H., Frank, E, 2005, Data mining: Practical machine learning tools and techniques, San Francisco: Morgan Kaufmann Publishers. 30

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 부록 1> 예측모델별초기독립변수목록 변수명직업재활서비스이용여부의료재활서비스이용여부심리재활서비스이용여부성별연령최종학력권역별근로기간사고 / 질병요양기간장해유무장해유형장해등급재활서비스이용여부산업재해당시혼인상태최종혼인상태최종자격증보유여부요양중일때사업장에서하던일대신담당한사람 변수값 1: 이용, 2: 미이용 1: 이용, 2: 미이용 1: 이용, 2: 미이용 1: 남자, 2: 여자 1: 20대이하, 2: 30대, 3: 40대, 4: 50대, 5: 60대이상 1: 무학, 2: 초졸, 3: 중졸, 4: 고졸, 5: 대졸이상 1: 서울, 2: 부산, 3: 대구 / 경북, 4: 강원, 5: 경남 / 울산, 6: 경기, 7: 인천, 8: 전라, 9: 충청 1: 1개월미만, 2: 1개월 ~2개월미만, 3: 2개월 ~3개월미만, 4: 3개월 ~4개월미만, 5: 4개월 ~5개월미만, 6: 5개월 ~6개월미만, 7: 6개월 ~1년미만, 8: 1년 ~2년미만, 9: 2년 ~3년미만, 10: 3년 ~4년미만, 11: 4년 ~5년미만, 12: 5년 ~10년미만, 13: 10년 ~20년미만, 14: 20년이상 1: 사고, 2: 질병 1: 3 개월이하, 2: 3 개월초과 ~6 개월이하, 3: 6 개월초과 ~9 개월이하, 4: 9 개월초과 ~1 년이하, 5: 1 년초과 ~2 년이하, 6: 2 년초과 1: 있다, 2: 없다 1: 1~3 등급, 2: 4~7 등급, 3: 8~9 등급, 4: 10~12 등급, 5: 13~14 등급, 6: 장애없음 숫자값 1: 이용, 2: 이용안함 1: 미혼, 2: 기혼 ( 사실혼이포함 ), 3: 별거, 4: 이혼, 5: 사별 1: 미혼, 2: 혼인, 3: 별거, 4: 이혼, 5: 사별, 6: 기타 1: 있다, 2: 없다 1: 직장동료, 2: 신규인력 ( 정규직 ) 고용, 3: 대체인력 ( 임시직 ) 고용, 4: 본인이직접 ( 통원치료병행등의방법으로 ), 5: 기타, 8: Refusal, 9: Don't Know 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 31

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 치료기간적정여부 변수명 장애인등록여부공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활지원상담 ) 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 심리상담및사회적응프로그램 ) 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 재활스포츠 ) 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 원직장복귀지원 ) 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부 ( 합병증등예방관리 ) 공단이제공하는작업능력평가및직업복귀소견서받은경험 1: 적정하였음, 2: 부족하였음 1: 예, 2: 아니오 1: 예, 2: 아니오 1: 예, 2: 아니오 1: 예, 2: 아니오 1: 예, 2: 아니오 1: 예, 2: 아니오 1: 예, 2: 아니오 변수값 산재요양종결직후업무수행능력현재업무수행능력현재주로하는일 ( 직업분류 ) 현재수행하는업무적응정도업무에적응하는데가장큰장애요인현재전체근로자수현재사업장근로자수현재한달평균근무일수 0: 완전상실, 1: 1, 2: 2, 3: 3, 4: 4, 5: 5, 6: 6, 7: 7, 8: 8, 9: 9, 10: 10 0: 완전상실, 1: 1, 2: 2, 3: 3, 4: 4, 5: 5, 6: 6, 7: 7, 8: 8, 9: 9, 10: 10 1: 관리자, 2: 전문가및관련종사자, 3: 사무종사자, 4: 서비스종사자, 5: 판매종사자, 6: 농림어업숙련종사자, 7: 기능원및관련기능종사자, 8: 장치 / 기계조작및조립종사자, 9: 단순노무종사자 1: 매우적응하였다, 2: 적응한편이다, 3: 보통이다, 4: 적응하지못한편이다, 5: 전혀적응하지못하였다 1: 산업재해로인한신체적장애, 2: 산업재해후자신감결여, 3: 기존개인적질환등건강문제, 4: 생소한업무, 5: 새로운조직분위기, 6: 본인의직무능력부족, 7: 관리자및동료의관심및배려부족, 8: 기타, 9: 장애요인없이잘적응하고있음 1: 5인미만, 2: 5~9인, 3: 10~29 인, 4: 30~99 인, 5: 100~299 인, 6: 300~999 인, 7: 1,000 인이상, 8: Refusal, 9: Don't Know 1: 5인미만, 2: 5~9인, 3: 10~29 인, 4: 30~99 인, 5: 100~299 인, 6: 300~999 인, 7: 1,000 인이상숫자값 32

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 현재하루평균근무시간 교대제여부 임금산정방식 현재노동조합유무 근로기간산정여부 서면근로계약서작성여부 직장복귀지원사업인지여부 변수명 복귀후현재까지업무수행에서어려움느낀정도 원직장복귀에사업주적극성정도 현재직장동료와원만한관계유지정도 현재직장동료로부터받은배려정도 현재하고있는일의교육수준적합여부 현재하고있는일의기술수준적합여부 현재하고있는일의지식 / 기능의활용도 현재하고있는일에대한평소생각 ( 일에만족 ) 현재하고있는일에대한평소생각 ( 일을계속하고싶다 ) 일자리만족도 ( 임금 / 소득 ) 일자리만족도 ( 취업의안정성 ) 숫자값 1: 예, 2: 아니오 변수값 1: 연봉계약제, 2: 월급, 3: 주급제 / 격주제, 4: 일당제, 5: 시간급제, 6: 도급제, 7: 기본급없이능력 / 실적에따라결정됨, 8: 기타 1: 예, 2: 아니오 3: 모르겠다 1: 예, 2: 아니오 ( 정년제인경우아니오에해당됨 1: 예, 2: 아니오 1: 예, 2: 아니오 1: 전혀어려움이없었다, 2: 어려움이없었다, 3: 보통, 4: 약간어려웠다, 5: 매우어려웠다 1: 매우적극적이었다, 2: 적극적인편이었다, 3: 보통이었다, 4: 아닌편이었다, 5: 전혀아니었다 1: 매우그렇다, 2: 약간그렇다, 3: 전과동일하다, 4: 조금악화되었다, 5: 매우악화되었다 1: 매우그렇다, 2: 약간그렇다, 3: 전과동일하다, 4: 조금악화되었다, 5: 매우악화되었다 1: 전혀그렇지않다, 2: 그렇지않다, 3: 보통이다, 4: 그런편이다, 5: 매우그렇다 1: 전혀그렇지않다, 2: 그렇지않다, 3: 보통이다, 4: 그런편이다, 5: 매우그렇다 1: 전혀그렇지않다, 2: 그렇지않다, 3: 보통이다, 4: 그런편이다, 5: 매우그렇다 1: 매우그렇다, 2: 그런편이다, 3: 보통이다, 4: 그렇지않은편이다, 5: 전혀그렇지않다 1: 매우그렇다, 2: 그런편이다, 3: 보통이다, 4: 그렇지않은편이다, 5: 전혀그렇지않다 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 33

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 변수명일자리만족도 ( 일의내용 ) 일자리만족도 ( 근로환경 ) 일자리만족도 ( 근로시간 ) 일자리만족도 ( 개인의발전가능성 ) 일자리만족도 ( 의사소통 / 대인관계 ) 일자리만족도 ( 인사고과의공정성 ) 일자리만족도 ( 복리후생 ) 일자리만족도 ( 전반적 ) 산재이전에비해현재건강수준산재이후통증느끼는횟수산재로인한통증이일상및삶을방해하는정도현재전반적인건강상태현재만성적인질병유무일주일평균운동일수일상생활수행의어려움 ( 직업활동 ) 일상생활만족도 ( 가족의수입 ) 일상생활만족도 ( 여가생활 ) 일상생활만족도 ( 주거환경 ) 일상생활만족도 ( 가족관계 ) 일상생활만족도 ( 친인척관계 ) 일상생활만족도 ( 사회적친분관계 ) 변수값 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족 1: 많이좋아졌다, 2: 조금좋아졌다, 3: 거의같다, 4: 조금나쁘다, 5: 많이나쁘다 1: 전혀없음, 2: 가끔한번, 3: 일주일에몇차례, 4: 거의매일, 5: 항상 1: 전혀없음, 2: 어느정도, 3: 상당기간, 4: 항상 1: 매우좋지않다, 2: 좋지않은편이다, 3: 좋은편이다, 4: 매우좋다 1: 예, 2: 아니오 8: Refusal, 9: Don't know 1: 매우그렇다, 2: 그렇다, 3: 보통이다, 4: 그렇지않다, 5: 전혀그렇지않다 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족, 8: Refusal, 9: Don't know 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족, 8: Refusal, 9: Don't know 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족, 8: Refusal, 9: Don't know 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족, 8: Refusal, 9: Don't know 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족, 8: Refusal, 9: Don't know 1: 매우만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우불만족, 8: Refusal, 9: Don't know 34

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 변수명기술사자격증유무기사자격증유무기능장자격증유무산업기사자격증유무기능사자격증유무기타국가자격증유무민간자격증유무국제자격증유무농업, 임업및어업일자리이력유무광업일자리이력유무제조업일자리이력유무전기, 가스, 증기및수도사업일자리이력유무하수 / 폐기물처리, 원료재생및환경복원업일자리이력유무 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 1: 있음, 2: 없음 변수값 1-2. 산재근로자의원직장복귀후지속적유지에영향을주는요인및요인간패턴도출 35

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 1-3 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스 욕구변동에대한탐색적연구 배화숙 * 요 약 본연구의목적은산업재해를경험한근로자의경제활동형태의변동상황과변동의특성을설명하고, 산재근로자의노동시장재진입과관련하여산재보상서비스를비롯한영향요인이무엇인지그리고산재근로자대상재활서비스에대한욕구가시간에따라어떻게변하는지탐색하는것이다. 이를위하여 2013 년에서 2015 년까지의산재패널 1 3 차자료를활용하여, 요양종료한 1668 명을대상으로분석하였다. 연구결과는첫째, 한번이라도원직장복귀를경험한사람은 36.87%, 재취업 51.50%, 미취업 36.93% 이고, 경제활동형태의조건부전이확률은현재원직장복귀자가다음기에도원직장을유지할확률은 88.05%, 재취업자의재취업유지확률 88.86%, 미취업자가다음기에도미취업자가될확률은 60.02% 로나타났다. 둘째, 경제활동형태변화에서원직장복귀에유의미한영향을미치는요인은성별, 연령, 학력, 요양기간, 현재업무수행능력, 산재전직장규모, 근무기간, 종사상지위중임시직, 일용직그리고최종직업훈련횟수였다. 재취업대비미취업을선택할확률에유의미한영향요인은성별, 연령, 장애등급, 요양기간, 현재업무수행능력, 산재전근로기간, 직업재활서비스이용경험이었다. 셋째, 시간의변화에따른재활서비스필요정도에유의미한영향을미치는요인은횡단면분석과다르게나타났다. 분석결과를토대로산재근로자의노동시장이행을원활히하고재활서비스공급과이용에서효과성을높이기위한논의점을제시하였다. I. 서론 연도별산업재해자수는 2010 년 98,645 명을정점으로가장많았다가점차감소하는추세에있지만매년구만여건이넘는재해건수가유지되고있고무엇보다재해로인한사망자수가매년 2,000 명을넘는다는것은여전히놀라운수치이다. 2014 년기준재해율은전년도에비해 0.61 포인트가감소하여전체근로자만명당 53명 (5.33 ) 에이른다 ( 고용노동부, 2016). 현대사회에서비현실적으로느껴질정도로많은산재사망사고가일어나고있다는것을볼때산업재해는더욱예방이중요하다는것을강조하지않을수없다. 이와함께산업재해를입은근로자가요양기간이종결된후다시일자리로돌아와산재이전의삶으로최대한회복하게하는것또한중요한과업이라고할수있다. 산업재해근로자의노동시장이행에논의의초점을맞추는것은바로이때문이다. 자신의본래일자리로돌아오는것, 노동시장상황과 * 부산가톨릭대학교사회복지상담학과 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 37

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 개인의업무수행능력등의조건에맞추어적절한일자리로옮기는것, 요양종결후미취업상태로머문후다시일자리로진입하는것은산업재해근로자에게있어매우중요한과업이며, 산재재해보상과관련해서도가장중요한업무라고할수있다. 산업재해후요양종결자를대상으로한산재보험패널조사가 2013 년부터 3차에걸쳐이루어졌다. 조사기간 3년은원직장복귀, 재취업, 미취업에서재취업으로등노동시장이행을경험할수있는시간으로는길지않지만산업재해를경험한조사대상자의 3년은일반근로자에비해상대적으로그시급성과변동성이다르게나타날수있는시간이라할수있다. 조사대상자의경제활동형태변화를기술하고산재보상서비스등다른요인과의관계를설명하는것은향후산업재해를입은근로자를대상으로하는정책을개발하고개선하는데필요한근거자료를제공할수있을것이다. 산업재해를입은근로자가이전의삶을회복하는데있어재활서비스는산재보상서비스와함께중요한요소이다. 근로복지공단에서제공하는재활서비스는집중재활치료, 합병증등예방관리, 중증 무의탁진폐장해인및고령산재장애인을위한케어센터를운영하는의료재활서비스, 심리상담, 사회적응프로그램, 가족화합프로그램, 재활스포츠지원등의사회심리재활서비스, 그리고원직장복귀지원, 직업훈련, 재취업지원, 창업지원사업등직업재활서비스프로그램으로구분하여시행하고있다. 이들재활서비스프로그램이용자들의만족도가높은편이고원직복귀를희망하는이들에게심리재활프로그램효과가높은것으로나타났다. 그리고직업복귀나사회복귀가이루어진다음에도사회재활서비스를희망하였다 ( 조성재외, 3, 2015: 101). 산업재해근로자에게재활서비스는일자리로복귀하거나그이후사회생활적응에도핵심적인영향요인이라고할수있다. 재활서비스는산업재해근로자의개별성을고려하여효과적으로개입하는수단이되어야한다. 고용회복과유지를위한중요한수단인직업훈련도대상자의숙련정도나노동시장환경에따라그효과가다를수있다. 특히일반근로자의직업훈련과는성격이다른산업재해근로자에대한직업훈련프로그램은대내외적으로적절성을가져야할것이며, 직업훈련만으로노동시장이행효과가없을경우그보완방법을탐색해야할것이다 ( 배화숙, 2015: 92). 이를위한탐색과정의한부분으로서산재근로자의재활서비스욕구가유의미한변화가있는지여부를조사하는것은의의가있다. 그결과에따라재활서비스지원의장기적계획혹은산재근로자의요양종료후시기에따른서비스개발에필요한정보를제공할것으로기대할수있기때문이다. 따라서산업재해근로자의노동시장이행과재활서비스욕구변화에초점을맞추어요양종료후일반근로자와는그역동성이다른시간을보낸산재근로자의취업, 미취업, 원직복귀, 재취업등에서변화등노동시장이행의과정을기술하는것은, 산재근로자의경제활동변동속에서그들에게지속적으로필요한지원과서비스를파악하는데도움이될것이다. 그리고경제활동상태에영향을줄수있는요인인산재보상서비스의내용과운영방법의개선방향을탐색하는데필요한정보를제공한다는것도연구의의라고할수있다. 그리고산업재해근로자를위한재활서비스이용현황을살펴보고재활서비스에대한필요정도가시간에따라어떻게변하는지살펴보는것은제공되고있는재활서비스가산업재해근로자가원하는서비스와일치하는지를간접적으로나마살펴볼수있게한다. 아울러재활서비스를보다효과적으로전달할수있는방법을찾는과정에서필요한정보를제공할수있을것이다. 이를위한본연구의목적은첫째, 산업재해를경험한조사대상자의원직복귀, 재취업, 미취업등경제활동형태의 3년간변동상황을기술하고변동의특성을설명하고자한다. 둘째, 산재근로자의회복의핵심이라고할수있는노동시장재진입과관련하여산재보상서비스를비롯한어떤요인이영향을미치는가알아보고자한다. 셋째, 직업복귀뿐아니라사회복귀에도영향을주는산재근로자대상재활서비스에대한욕구가시간에따라어떻게변하는지살펴보고결과를통해산재근로자를위한정책개선방안을모색하는것이다. 이상의연구목적을달성하기위해수행한연구내용은다음과같다. 38

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 II. 선행연구검토 1. 산업재해근로자의직장복귀와노동시장이행산업재해나직업병에과한사회보험제도는다른사회보장분야와달리근로자가아니라고용주를피보험자로한다. 이제도들은본래고용주의책임을보장하던보험에서기인한경우가많기때문이다 ( 피에터스, 2015: 80). 그런의미에서산업재해근로자에대한대응으로산재보상서비스만존재한다면근로자보단고용주의위험보장에멈추게되는것이므로, 제도가최종적으로근로자에게필요한보상이되기위해서는반드시실질적성과를가져올수있는재활서비스나일자리복귀를위한지원이같이이루어져야한다. 직업유지는산재장애인개인의자존감유지및가족부양을위해필수적인것이며, 산재장애인스스로가직업재활을통해자립할수있게된다면장기적으로사회의부담도줄일수있을것이다 ( 최윤영, 2009: 122). 직업재활단계에서는산재로인한결과들이직업생활재참여에장애가되지않도록, 가능한지원과조치를강구하면서필요시에는직업교육을실시한다. 구체적인직업재활서비스사업들은직업재활준비과정, 사업장내의직업적응, 원직장복귀및타직장복귀에따른지원, 직업훈련및재교육그리고직업재활후의사후조치등을주내용으로포함하고있다 ( 최윤영, 2009: 124). 산업재해근로자에대한서비스관련연구들은산업재해근로자의직장복귀요인, 일자리복귀형태를결정하는요인, 일자리이동에대한연구들이있다. 먼저요양후장해판정자를대상으로직업복귀형태에영향을주는결정요인을분석한양재성 오순복 임성수 (2012) 의연구에서는연령이높을수록, 요양기간이길수록원직복귀확률이낮게나타났고, 직업복귀에서는지역별로도복귀형태에서차이가나타났다. 사례관리의대상자인경우원직복귀보다는자영업이나재취업형태에복귀확률이높게나타났다. 노동시장재진입에산재전직장규모가유의미한요인임을분석한연구 ( 박수경, 2012) 를보면, 근로자가산업재해당시근무하고있던산업분야는제조업, 건설업이가장높은비중을차지하고있었고, 직종은기능직과단순노무종사자의비중이높았다. 전체근로자수 30인미만사업장이산재가일어난전체사업장의약 2/3를차지하고있었는데비해원직장복귀는 50인이상업체에근무했던자가원직장으로더많이복귀했다고설명한다. 이와비슷한결과를보여준근로자의직장복귀예측요인연구에서도 ( 정원미 박정일 구정완 노영만, 2003) 여성, 고령자, 짧은근무기간, 작은사업장규모가유의한예측요인으로나타났다. 일자리로재진입하였다가고용이중단된이들을조사한박은주의연구 (2014) 는산재근로자의재해이후취업력에미치는영향요인을분석한결과, 원직장으로복귀하였다가고용이중단된경우에는재해당시종사상지위, 근속기간, 재해전후월평균소득변화가영향을주었다. 타직으로복귀했다가고용이중단된경우에는재해당시종사상지위, 재해전후월평균소득변화가영향을미친것으로나타났다. 이상의연구결과를보면원직장복귀, 재취업등일자리복귀를원활하게하도록지원하기위해서는근로자가산업재해이전에처한환경예를들어산재당시직장규모나직종등근로자의재해당시고용특성에따른특수성을고려하여근로자에따라차별화된전략이필요한것임을알수있다. 원직장복귀와달리재취업하는경우와미취업을거쳐다시일자리로진입할때가능한괜찮은일자리로옮겨가는과정에서정부의정책적의지가중요할수있다. 석상훈의연구 (2008) 에서저임금근로와실업에대한정부의정책이고용불안정을가져오는저임금일자리선택에있어중요한영향을 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 39

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 미칠수있으며, 특히초기의저임금근로와실업경험을막는것이중요한정책적목적이되어야한다고주장한다. 초기의저임금근로나실업의경험은오랜기간동안개인의경력과노동시장참여에부정적인영향을미칠것이기때문에이러한낙인효과를최소화하기위한정책적노력이필요하다는것이다. 이를산업재해근로자의일자리복귀에적용한다면일반근로자보다취약성이부가된점을고려하면서이들이요양종류후실업을최대한막아야하며, 일자리로재진입할때 취업 에만의미를부여할것이아니라저임금일자리가아닌괜찮은일자리진입에필요한정책적지원이향후고용불안정성을최소화하는대책이라할수있다. 노동시장의여러이행을사회적위험으로보면그이행을줄이는가장핵심적인방법은개인의노동시장에서의경쟁력, 소득확보능력, 즉취업능력을높여주는것이다. 그래서새로운지식과기능 기술을충전해주는교육훈련이이행노동시장관점에서는더욱중요해진다 ( 정병석, 2010: 176). 교육훈련이생애전기간에걸쳐이루어져야한다는중요성을뒤로하더라도중요한전환기를경험하게되는산업재해근로자에게더없이중요한것이교육훈련지원일것이다. 효과적인직업훈련과관련하여이상진 (2012) 은직업복귀를위한객관적체계적직업훈련체계마련, 직업평가, 구직욕구, 직업력등을고려하여직업훈련직종선택을체계화하고수요자선택권을강화하며중소기업맞춤형직업훈련등맞춤형훈련제공으로취업률, 만족도를향상시켜야한다고제안하였다. 그런데산업재해로장애인이된구직자를대상으로조사한도성화의연구 (2014) 결과는우리사회의직업훈련프로그램의성과에대해검토가필요함을전한다. 산재장애인이일자리를구하기위해필요한것이무엇인가에대한질문에일할수있는일자리에대한정보 (31.6%), 다양한직종의일자리확보 (24.1%), 장애를갖고도일할수있는물리적환경개선 (15.6%) 으로나타났다. 이들에게직업훈련의필요성을묻는질문에 53.8% 가필요없다고응답하였는데그이유로는직업훈련의필요성을못느껴서가 29.8% 로가장응답이많았고훈련이취업에도움이되지않을것같아서 21.9%, 당장에일자리가급해서가 25.4% 가응답하였다. 노동시장으로재진입하는데핵심적인것이라할수있는직업훈련에의외로근로자의신뢰가높지않다는것을알수있는데이는직업훈련이실질적실효성을기대하지않는것이라추측할수있다. 성재민 (2011) 은저소득을지속적으로경험할가능성이높은사람들을식별해지원할수있는대책이절실한데이는직업이력을관리하는일선취업지원관련공공인프라를통해서만가능할것이라주장하였다. 이들을위한대책중직업훈련은비교적효과가있는것으로추정되는데다만실업, 비경제활동을거쳐비저소득으로이행하는경우에서만그랬는데이유를추론하면, 재직상태에비해일반적인숙련을증진시키는긴기간의훈련에대한접근성이높을수있을것이라추측가능하다 ( 성재민, 2011: 186). 노동시장이동에서직업훈련이효과를낼수있는절대적인시간을적용할수있는근로자에게는직업훈련이의미가있다는것을산재근로자에게적용한다면, 요양종류후일자리재진입전충분한교육훈련의환경을확보하고취업에실질적도움을줄수있는교육내용으로전환하는것이교육훈련의효과를보장하게할것이다. 2. 산업재해근로자대상재활서비스 2000 년산업재해보상보험법개정을통해제1조제 1항목적에 재활 이라는개념을도입하였고, 2008 년 7월부터직업재활급여를도입하였다. 직업훈련, 직장복귀지원, 직장적응훈련, 재활운동지원등의급여로산재근로자들의직업및사회복귀촉진에기여하고있는데, 2008 년 10월부터산재근로자 40

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 1:1 사례관리제공을목표로맞춤서비스도입하였으나원활한공급이어려워 2011 년맞춤형통합서비스운영체계를갖추었다 ( 조성재외, 2015). 맞춤형통합서비스는산재근로자의직업복귀및사회복지촉진을위하여요양초기단계부터개인별특성에맞는요양재활보상서비스를적기에체계적으로제공하는통합서비스를말한다 ( 근로복지공단, 2016). 재활서비스는의료재활, 직업재활, 사회재활로구분하여이루어지고있는데그중사회재활은산재장애인의사회공동체생활및참여에있어서가능한한어려움없이자신의삶을영위할수있도록지원하고후원하는데주목적이있다. 그리고건강관리, 자립생활, 직업준비프로그램등을통하여직업복귀및사회참여를지원한다. 산업재해근로자를대상으로하는재활서비스관련연구는산업재해보상보험제도의변화와함께다양하게이루어져왔다. 먼저조성재외 (2015) 에따르면산재로인해발생한질병과상해의결과손상된기능회복에필요한재활치료, 장애에대한심리사회적적응과장애수용촉진, 직업훈련과취업알선을통한직업복귀활성화, 한사람의시민으로서다양한역할을수행하기위해필요로하는사회복귀지원서비스등과같이산재재활서비는의료적, 사회심리적, 직업적측면을아우르는포괄적이고통합적인접근을필요로한다 ( 조성재, 2015: 86). 그런데재활서비스관련변수와심리학적요인이성공적인직업복귀에영향을미치는가를연구한 ( 이윤진 이다미, 2015) 결과를보면, 산재보험에서다양하게재활서비스를실시하고있음에도불구하고산재근로자들의재활서비스이용률은상대적으로저조하게나타난다. 제1차산재패널조사결과, 직업복귀자중직업과관련된내용을상담받은비율은전체대상자의 25.6% 에머물렀고, 작업능력평가및직업복귀소견서를받은비율은 8.8%, 요양종류이후교육및직업훈련받은비율은 1.5% 에불과하였다. 한편동일하게산재패널 1차자료를이용하여원직장으로복귀한이들을대상으로재활사업정보격차가직무와일상생활에미치는영향을논의한연구 ( 심현진 이현실, 2016: 151) 에서재활프로그램정보격차가낮아질수록원직장에복귀한사람의직무만족과일상만족에정적인영향을미치는것으로나타났다. 재활서비스중핵심이라고할수있는직업훈련에대한연구들은산재근로자의직업훈련의효과를결정하는요인, 직업훈련프로그램운영의관점, 직업재활방향등에대한것이있다. 직업훈련은산재로인해손실된노동생산력을회복함과동시에개인적인직업경험을되살려줌으로써직업복귀에대한욕구를강화시키고사회적응자신감을고취시킨다 ( 이승욱 박혜진, 2007). 박석돈은독일사례에비추어우리나라산재장애인직업재활방향을제시하는연구에서산재이전의취업경험으로인해특정전문지식과기술, 직업인으로서소양등을갖추고있어심리적인갈등을해소하고연령, 경제력, 신체장해정도등의개인별특성에부합되는적절한직업재활서비스를제공한다면직업복귀의가능성이크다고 ( 박석돈, 2011: 5-6) 설명하였다. 산재근로자의직업재활을위한지원에서관점의변화를논의한 MacEachen 등의연구 (2012) 는무능력 (disability) 관리패러다임에서능력 (ability) 과일자리재진입으로초점을옮기는것은정책과프로그램과수행을포함하는환경적고려가요구된다는것을강조한다. 개별적근로자특성을개선시키는데초점을맞추는것만큼근로자능력이규정될수있는환경에초점을맞추는것이중요하다고 (MacEachen, Kosny, Ferrier and Lippel, 2012: 15) 하였다. 산재근로자는일시적인혹은잠재적인무능력상태라는회색지대에있다고보고근로자가업무수행능력이있는가없는가에초점을맞추는것이아니라일자리재진입에초점을두는것이직업재활에서더효과적인관점이라고볼수있다. 워싱턴주의직업훈련시스템에대한산재근로자의의견을기술한연구 (Sears, Wickizer and Schulman, 2014) 에서직업훈련시스템을개선하기위해필요한것으로더많은훈련을선택할수있도 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 41

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 록하는것, 재훈련에더많은근로자가참여하도록하고근로자의경험과능력과관련하여부합한재훈련목표를세우는것, 그리고관련자들이근로자들의관심, 목표와한계와관련하여근로자를존중하고이해하는것등을제시하였다. 캐나다직업재훈련시스템을경험한공급자와근로자를대상으로심층면접을수행한연구 (MacEachen, Kosny, Ferrier and Lippel, 2013: 2174) 에서근로자보상프로그램을통해산재근로자에게전문적인선택- 결정안내를제공함에도근로자는그들의미래고용에관한의미있는선택을발휘할능력이부족하고근로자가취업하길원하지만의미있는선택을할수있는프로그램의범위가제한되어있는것이문제라고설명하며, 이는서비스공급자의행정적이고재정적필요에기울어져있는의사 결정지원과재훈련의초점과속도에대한규정을통한구조적제한때문이라고지적하였다. 산재근로자를위한재활서비스의직업복귀, 생활만족도등과의관계를논의한연구는최근에다양하게이루어져왔다. 김선미 김은하 (2015) 의연구에서산재근로자삶의질에대하여요양기간, 장해등급, 재활서비스필요성정도를산재요인으로묶어그영향을분석한결과유의미한영향을주는것으로나타났다. 특히재활서비스필요정도와삶의질간에는부적상관관계를보여재활서비스필요성정도가높을수록삶의질이낮았고, 신체적건강상태가좋지않을수록재활서비스필요성을더많이느끼고있는것으로나타났다 ( 김선미 김은하, 2015: 401). 재활서비스가더필요하다는것은신체적건강상태를반영할뿐아니라재활서비스를통해필요가충족된다면산재근로자의삶의질향상에도영향을줄수있음을유추할수있다. 이윤진 이다미 (2015) 의연구에서재활서비스이용욕구는자기효능감에부적으로유의한영향을미치는것으로나타났는데재활서비스이용욕구가궁극적으로산재근로자의정신건강상태내지심리적상태를향상시키지못하고있음을보여준다. 사회심리재활프로그램이개개인의욕구에적합한서비스가제공되지못하고있다는것과이들의현실적인필요욕구를충족하지못하고있음을방증한다 ( 이윤진 이다미, 2015: 19-21). 그리고재활서비스이용욕구가성공적인직업복귀에부적으로유의한영향을미치는것으로나타났는데이에대해연구자들은필요성에대한인식이크다고하더라도프로그램의실제이용에있어서소극적이거나이용했더라도직장에서의삶의질에는긍정적인영향을미치지못한것으로해석하였다. 한편재활서비스경험이직장복귀에미치는효과를연구한결과에따르면직업재활서비스와의료재활서비스가직업및원직장복귀에유의한영향을주지않는것으로나타났고, 사회심리재활서비스는직장복귀, 원직장복귀와부적인관계를갖고있어현재심리재활비스가직장복귀에크게효과적이지않았다 ( 신혜리 김명일, 2015: 122-124). 산업재해근로자를대상으로하는재활서비스프로그램이직장복귀에반드시정적인영향을주는것은아니라는것이다. 이것은관련기관에서직업복귀프로그램을운영하고있다는것으로직업재활에적절한기능을할것이라는전제를수정하게하고실효성있는프로그램개발과운영의필요성을보여준다 ( 배화숙, 2015) 이상의선행연구들은산업재해근로자의직업복귀와관련한요인들을발견하고근로자들에게제공하고있는직업훈련과재활서비스가일자리진입과삶의질에어떤영향을미치는가를보여주면서효과있는산재보상이되기위해필요한것이무엇인지제언하였다. 이에본연구는선행연구에서주로횡단적분석을통해발견된요인들이일자리재진입과이동, 요양종류후시간경과에따른재활서비스욕구등산업재해근로자의노동시장이행과재활서비스변화에도영향을미치는가를파악하고자한다. 이를통해기존의연구성과에덧붙여직업복귀와재활서비스를공급하는데있어보다장기적관점에서근로자에게더적합한방법을찾는데필요한자료를수집하고자한다. 42

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 III. 연구방법 1. 연구모형본연구는산업재해를입은근로자의경제활동형태변동상황을기술하고이들의노동시장이동과관련하여영향을미치는요인을파악하고더불어재활서비스욕구의변화를탐색하고자하며, 이를위한연구모형은 < 그림 1> 과같다. < 그림 1> 연구모형 2. 자료수집과분석산재보험패널 1차년도 (2014 년 ) 부터 3차년도 (2016 년 ) 까지병합한패널자료를분석자료로활용하였다. 본연구는산재근로자의노동시장이행과재활서비스욕구의변화에초점을맞추고있기에, 2013 년에요양을종료하고조사에참여한 1차조사대상자 2,000 명중 2차년도와 3차년도중한번이라도조사에불참한대상자를제외하여총 1,668 명을 1) 대상으로한자료를사용하였다. 3개년도자료를연결한 5,004개관측치 (balanced pane data) 가분석대상이된다. 설명변수는 < 그림 1> 의연구모형과같이종속변수각각에따라다르게적용된다. 설명변수는선행연구를토대로근로자의개인요인으로성별, 연령, 학력, 장애등급, 요양기간, 직무수행능력을설정하였고, 산재전직장요인, 재활서비스이용경험으로선정하였다. 종속변수로서경제활동상태는원자료에서 6개로구분한것을 4개로재분류하였다. 자영업자와무급가족종사자의절대적수가적어비임금근로자라는공통점으로묶었다. 산재근로자는산업재해로인해비경제활동상태가되었다는특성을고려하여실업과비경제활동상태를미취업이라는공통점으로묶어분류하였다. 2) 주관적인재활서비스이용 1) 본연구가산재근로자의노동시장이행에초점을맞추는만큼상대적으로근로능력이미약하다고보는높은연령대근로자를제외할것인가결정하기위해 65 세이상의경제활동변동을분석한결과, 이들이비경제활동으로이동하기도하나많은비중이재취업하거나구직활동을하고있는것으로나타나모두포함시켜사용하기로하였다. 2) 비경제활동인구는경제활동의사가없고조사직전 1 주일동안구직활동을하지않은인구를가리키는것이므로일반적으로실업과구분된다. 그러나산재패널에서비경제활동인구는다르게접근하는것이필요하다. 일반적으로경제활동을전혀하지않은상태였거나실업상태에서비경제활동인구가되는것이아니라산업재해를입기전까지는취업한근로자였다는것과산업재해로인해비경제활동상태로이동한것이기때문이다. 또한이들을실업과구분한기준은조사직전구직활동여부이기때문에조사에서는구직활동어려움, 희망일자리등을질문하고있는것을보아도산재근로자의비경제활동상태는잠재적실업으로보는것이타당할수있다. 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 43

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 욕구를질문한재활서비스필요정도는 10개의측정변수가사용되었고문항신뢰도 Chronbach s α는.917이었다. 재활서비스필요정도를쉽게인지하기위해점수가높을수록재활서비스이용욕구가크다는의미로재코딩하여사용하였다. 변수의정의및측정방법은 < 표 1> 과같다. 본연구의주된자료분석방법은조사대상자의일반적현황과경제활동상태, 재활서비스욕구등을파악하기위한기술분석과설명변수의값에따라재활서비스욕구의변화에대한영향여부를회귀분석하였다. 그리고시간에따른재활서비스욕구변화등을살펴보기위한패널자료화를위해개인식별기호를기준변수 (panel variable) 로조사차수를시간변수로지정하였고, 패널분석에서고정효과모형, 패널다항로짓분석을이용하였다. 분석을위해 SPSS 23.0과 STATA/IC 12.0 통계프로그램을활용하였다. < 표 1> 변수의정의및측정 변수 측정 성별 ( 더미 ) 남성 =1, 여성 =0 산재근로자개인요인 연령학력장애등급요양기간 2013- 생년 /2014- 생년 /2015- 생년 최종학력 (A004001) 을교육연수로변환 장애등급 (grade) 요양기간 (con) 설명변수 산재전직장재활서비스 직무수행능력 현재업무수행능력 0( 완전상실 )~10 기업규모 전체근로자수 (C00204) 근로기간 (workperiod) 종사상지위 ( 더미 ) 상용직 =1, 나머지 =0/ 임시직, 일용직 (C001007) 재활서비스이용 ( 더미 ) 재활서비스이용 =1, 이용안함 =0 직업재활서비스이용 ( 더미 ) 직업재활서비스이용 =1, 이용안함 =0 사회심리재활서비스이용 ( 더미 ) 사회심리재활서비스이용 =1, 이용안함 =0 직업훈련횟수 최종교육훈련경험횟수 (Bb03003002) 지역사회연계서비스 ( 더미 ) 1~3년차중한번이라도이용 =1, 이용안함 =0 종속변수 1 종속변수 2 경제활동상태 재활서비스필요정도 원직장복귀 / 재취업 자영업 + 무급가족종사자 미취업 ( 실업 + 비경제활동 ) 재활서비스종류별값합산 매우필요 =4, 필요 =3, 별로필요없음 =3, 전혀필요없음 =1 44

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 IV. 분석결과 1. 인구사회학적특성산재패널조사 1 3차에모두참여한패널개체는 1,668 명의인구사회학적특성은 < 표 2> 와같다. 산재근로자는남성이 83.3% 이고, 50대가 36.2%, 40대 24.9%, 60대이상이 18.6% 순으로비중을차지하고있었다. 최종학력은고졸이 44.7%, 중졸 19.1% 이었고, 산재전근로기간은 1개월이상 1년미만이 33.1% 로가장높은비중으로 1개원미만인근로자도 31.7% 로높은비중을차지하고있다. 산업재해유형은사고가 91.7%, 요양기간은 3개월초과 6 개월이하가 41.8%, 6개월초과 9 개월이하가 23.7%, 2년초과도 2.6% 에이른다. 장해유형은 10 12등급 41.1%, 13 14등급이 27.7% 였고장해없음도 17.6% 였다. < 표 2> 조사대상자인구사회학적상황 ( 단위 : %) 구분 N % 구분 N % 성별남 1389 83.3 산재사고 1529 91.7 유형 20대이하 98 5.9 질병 139 8.3 1~3등급 24 1.4 30대 241 14.4 연령 4~7등급 70 4.2 40대 416 24.9 (1차) 50대 603 36.2 장해 8~9등급 134 8.0 60대이상 310 18.6 유형 10~12 등급 685 41.1 무학 68 4.1 13~14 등급 462 27.7 초졸 276 16.5 최종장해없음 293 17.6 중졸 318 19.1 학력 3개월이하 262 15.7 고졸 745 44.7 3개월초과 ~6개월이하 697 41.8 대졸이상 261 15.6 요양 6개월초과 ~9개월이하 396 23.7 1개월미만 528 31.7 1개월이상 ~1년미만 553 33.1 기간 9개월초과 ~1년이하 140 8.4 근로 1년이상 ~2년미만 142 8.5 1년이상 ~2년이하 130 7.8 기간 2년이상 ~5년미만 182 10.9 2년초과 43 2.6 5년이상 ~10년미만 130 7.8 10년이상 ~ 133 8.0 합계 1668 76.8 2. 산재근로자의노동시장이행산재근로자들의일자리재진입은산업재해보상체계에서매우중요하게다루어야할목표이다. 산재이전의삶으로회복하는정도의바로미터의하나이기때문이다. 앞서언급하였듯이산재근로자에게있어 3년은산재보상서비스를이용하고난뒤취업혹은미취업, 취업이라고해도원직장복귀혹은다른직장으로재취업인가등일반근로자들에비해노동시장이동의역동이큰기간이다. 요양종료후첫경제활동형태를보여주는 1차조사 (2013 년 ) 자료를보면원직장복귀 35.4%, 재취업 31.4%, 미취업 29.4% 이었다. 2015 년시점으로경제활동형태를보면미취업자는 19.4% 로감소하나, 원직장복귀비중도 29.4% 로 6.0% 포인트감소한것을알수있다. 그리고 2015 년에재취업은 45.0% 로경제활동형태중가장높은비중을차지한다.(< 부표 1>). < 표 3> 은조사전체기간중조사 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 45

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 대상자의경제활동형태를보여주고아울러 3년기간동안몇번이동경험을가졌는가를보여준다. 경제활동각형태로이동한것을포함하여기존의미취업자에게지난 1주일동안무엇을하였는가의질문에일하였다, 일시휴직이라고응답한사람들을경제활동이변한것으로반영하여코딩한자료를활용하여변동횟수를정리하였다. 3년동안 1회변동한이가조사대상전체근로자의 31.4% 이고 2회변동도 13.5% 에이른다. 1668 명대상으로 3년에걸친조사에서전체관측수에서재취업이라고응답한수가 39.77% 로가장많았고원직장복귀라고응답한수는 32.19% 였다. 미취업에응답한수도 22.82% 에이른다. 세차례의조사중한번이라도원직장복귀를경험한사람은 1668 명중 615명, 36.87% 이고한번이라도재취업에응답한사람은 859명, 51.50% 였다. 미취업을한번이상경험한이도 616명 36.93% 에이른다. 일자리유형에서상대빈도는 (Within) 는조사기간중한번이라도해당항목에응답한관측수의비중을보여준다 ( 민인식 최필선, 2013: 57). 원직장복귀에응답한관측수의비중은전체관측수의 87.32%, 재취업은 77.22%, 자영업 무급가종종사자는 69.6%, 미취업응답한수의비중은전체관측수의 75.3% 에이른다. 해당응답에한번이라도속한이들을대상으로이들이평균적으로전체조사기간의어느정도를해당일자리유형에있었는지를말해준다. 전체조사기간중재취업으로머물러있는평균기간이약 77% 이고, 미취업자는전체조사기간중평균약 75% 기간을미취업에머물렀다는의미이다. 3년중평균 27개월이미취업상태였다고할수있다. < 표 3> 조사기간전체경제활동형태와 3 년간변동횟수 ( 단위 : %) 구분 (N=1668) 원직장복귀재취업자영업, 가족종사자미취업 Overall Between Within freq. % freq. % freq. 1611 1990 261 1142 32.19 39.77 5.22 22.82 615 859 125 616 36.87 51.50 7.49 36.93 87.32 77.22 69.60 61.80 합계 5004 100.0 2215 132.79 75.30 일자리변동횟수 (2013 년 ~2015 년 ) 구분 N % 변 동 없 음 1 회 변 동 2 회 변 동 802 457 197 55.1 31.4 13.5 합계 1456 100.0 시간의변화에따른경제활동형태변동의성격을보다세부적으로보여주기위해분석한결과는 < 표 4> < 표 5> 와같다. 먼저조사 1차년도에서 3차년도간고용형태변화를보여주는 < 표 4> 는각년도이행확률을두줄로표시하였는데, 각셀의첫번째줄은 1차년도 (2013 년 ) 고용형태가 3차년도 (2015 년 ) 에어떻게변했는지보여주며, 두번째줄은 3차년도해당고용형태에있는사람들이 1차년도당시어떤고용형태로부터왔는가를보여준다. 46

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 표 4> 1 차와 3 차간경제활동형태변화 ( 단위 : %) 1 차년도 (2013 년 ) 구분원직장복귀재취업자영업, 가족종사자미취업합계 원직장복귀 재취업 3 차년도 (2015 년 ) 자영업, 가족종사자 미취업 합계 80.2 12.9 2.0 4.9 100.0 96.7 10.1 11.7 9.0 35.4.6 86.8 3.2 9.4 100.0.6 60.6 16.5 15.1 31.4 0 19.4 79.0 1.6 100.0 0 1.6 47.6.3 3.7 2.6 42.4 5.1 49.9 100.0 2.7 27.7 24.3 75.6 29.4 29.4 45.0 6.2 19.4 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 * 2 차년도고용형태와관계없이 1 차 3 차이동을분석한것임 요양종료후원직장으로복귀한이들은 2년이지난후원직장에서취업을유지하고있는비율이 80.2%, 다른직장으로옮겨일하는재취업이 12.9% 가되었고미취업자된비중도 4.9% 가되었다. 재취업자역시재취업형태로유지하고있는비중이 79.0% 인데미취업으로 9.4% 가이동한것을알수있다. 1차년도미취업자는 3차년도에그대로미취업자인비중이절반에이른다. 미취업자중재취업비중이 42.4% 인것도유의할부분이다. 3차년도에원직장복귀형태인근로자는 1차년도에원직장복귀된이가 96.7% 이다. 다른경제활동형태에서다시원직장복귀로이동하는비중은매우낮다는의미이다. 미취업에서는 3차년도의미취업자의 75.6% 가 1차년도의미취업자였다는것을보여주는데이것역시 1차년도의일자리진입형태가이후경제활동형태를결정하는데큰영향이있음을추론할수있다. < 표 5> 는경제활동형태의조건부전이확률 (conditional transition probability) 이다. 조건부전이확률은조사전체과정에서조사대상자의어떤특징이시간에따라어떻게변했는지를보여주는데, 현재상태가다음기의어떤상태가될확률을의미한다. 3) 현재원직장복귀자가다음기에도원직장유지할확률은 88.05%(987/1121), 재취업자가재취업을유지할확률은 88.86% 이다. 원직장복귀자도미취업자가될확률이 4.10%, 재취업자도미취업자가될확률이 8.96% 임을알수있다. 미취업자가다음기에도미취업자가될확률은 60.02% 에이른다. 경제활동형태변동이다양하게이루어지는것을볼수있는데, 산재근로자가원하는경제활동형태로진입하기위한지원을개발하고강화하기위해서는이들경제활동형태변화에영향을주는요인을찾는것이필요하다. 3) 위에서계산된조건부전이확률은연속된두기간동안값이어떻게변했는지를추적하여계산된다. 연속된두기간동안변화를측정하기때문에해당값에결측치가있다면그결측치가있는시점과바로전후로인접한관측치는확률계산에서제외된다 ( 민인식 최필선, 2013: 59). 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 47

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) < 표 5> 경제활동형태조건부전이확률 ( 단위 : %) 경제활동형태 (t+1) 구분 원직장복귀 재취업 자영업, 무급가족종사자 미취업 합계 경제활동형태 (t) 원직장복귀재취업자영업, 무급가족종사자미취업합계 987 75 13 46 1121 88.05 6.69 1.16 4.10 100.0 7 1101 20 111 1239.56 88.86 1.61 8.96 100.0 2 18 135 3 158 1.27 11.39 85.44 1.90 100.0 24 272 31 491 818 2.93 33.25 3.79 60.02 100.0 1020 1466 199 651 3336 30.58 43.94 5.97 19.51 100.0 경제활동형태변화즉산업재해근로자의노동시장이행에관심을가지는본연구는어떤요인들이경제활동형태변화에영향을주는지살펴보고자한다. 경제활동형태비순서형범주변수이므로다항로짓분석을활용하였다. 각개인이특정선택을할때그선택확률이의사결정자인개인특성 (individual-specific) 에의해서만결정된다고본다 ( 민인식 최필선, 2015:185). 4) 종속변수범주중재취업을기준범주로하여분석한결과는 < 표 6> 과같다. 먼저재취업과비교하여원직장복귀에유의미한영향을미치는요인은성별, 연령, 학력, 요양기간, 현재업무수행능력, 산재전직장규모, 근무기간, 종사상지위중임시직, 일용직그리고최종직업훈련횟수였다. 남성일수록, 연령이높을수록, 교육연수가많을수록, 현재업무수행능력이좋을수록원직장복귀가될확률이높다. 산재전직장요인인직장규모가클수록, 산재전근무기간이길수록원직장복귀할확률이높다. 임시직과일용직은원직장복귀할확률이낮다. 최종직업훈련횟수도원직장복귀에부적인영향력을준다. 직장규모가작을수록직장복귀율이낮다는선행연구 ( 정원미외, 2003) 결과와연령, 성별, 요양기간등이재취업에비해원직장복귀확률이높다는연구와 ( 양재성 오순복 임성수, 2012) 동일한결과이다. 4) 비순서형선택데이터가패널구조인경우에다항로짓모형을추정하는방법에서, 개인 - 선택특성요인을고정된모수로간주하는고정효과다항추정은 (m-1) 개의고정효과로짓모형을동시에추정하는방식으로수행할수있다. 이추정방법은모수에대한불편추정량 (unbiased estimator) 을얻ㅇ르수있지만, 어떤범주를기준범주 (base category) 로정하느냐에따라결과가달라지는단점이있다 ( 민인식 최필선, 2015: 188-189). 본연구에서는횡단면다항로짓모형추정을위해 mlogit 명령어를사용하였다. 종속변수범주에서가장많은빈도를차지하고있는재취업을기준범주로하여분석하였다. 48

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 표 6> 경제활동형태영향요인 ( 패널다항로짓분석 ) Multinomial logistic regression Log likelihood = -4975.246 인구사회학적요인 산재전직장지위 산재보상서비스이용 구분 재취업 vs. 원직장복귀 Coef. 성별 ( 남성 =1).2299 연령.0087 교육연수.0450 장해등급 -.0029 요양기간 -.1647 현재직무수행능력.0713 전체근로자수.0580 근로기간.2013 종사상지위, 임시직 -1.1037 종사상지위, 일용직 -.9255 재활서비스이용 -.0643 직업재활서비스이용.2239 사회심리재활서비스이용 -.0953 최종직업훈련횟수 -.6363 지역사회연계서비스이용 -.0965 기준변수재취업 (=2) _cons -2.4859 Std. Err (p> z ).1087 (.035).0043 (.045).0153 (.004).0079 (.713).0399 (.000).0209 (.001).0239 (.016).0111 (.000).1309 (.000).1167 (.000).1033 (.533).1233 (.084).1295 (.410).1157 (.000).3645 (.791).4076 (.000) Number of obs = 5004 Lr chi2(45) = 2287.46 Prob > chi2 = 0.0000 Pseudo R2 = 0.1869 재취업 vs. 자영업, 가족노동 Coef. Std. Err (p> z ).5114.2158 (0.018) -.0170.0075 (0.023) -.0697.0252 (0.006) -.0252.0133 (0.059) -.1319.0680 (0.052) -.0911.0324 (0.005) -0236.0435 (0.586).0696.0199 (0.000) -.3909.2212 (0.077) -.1270.1810 (0.483).0382.1802 (0.832) -.0900.2183 (0.680).3418.1914 (0.074) -.0466.1601 (0.771).4070.5067 (0.422).0835.6738 (0.901) 재취업 vs. 미취업 Coef. -.5276.0317 -.0077 -.0307.2624 -.2856 -.0186.0330 -.0443 -.2009.1259.2993 -.0689.0544.2064 -.4756 Std. Err (p> z ).1072 (0.000).0048 (0.000).0150 (0.608).0090 (0.001).0367 (0.000).0188 (0.000).0268 (0.489).0124 (0.008).1215 (0.715).1078 (0.062).1045 (0.228).1240 (0.016).1114 (0.536).0915 (0.552).3254 (0.526).4107 (0.247) 재취업에비해자영업 무급가족종사자를선택하게될영향요인으로유의미한것은성별, 연령, 현재업무수행능력, 산재전직장에서의근로기간이었다. 남성일수록자영업 무급가족종사자를선택할확률이높다고할수있으며, 연령이높을수록그리고학력이높을수록자영업 무급가족종사자를택할확률은낮아진다. 현재업무수행능력은부적영향요인으로수행능력이높을수록자영업 무급가족종사자를선택할확률은낮아진다. 산재전근로기간이길수록자영업선택할확률이높다. 재취업대비원직장복귀선택확률, 재취업대비자영업 무급가족종사자선택확률에서각종재활서비스이용경험은유의미한영향력을가지지않았다. 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 49

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 재취업대비미취업을선택할확률에유의미한영향요인은성별, 연령, 장애등급, 요양기간, 현재업무수행능력, 산재전근로기간, 직업재활서비스이용경험이었다. 남성일수록, 장해등급이높을수록 ( 장애정도가경할수록 ), 현재업무수행능력이높을수록미취업선택확률이낮다. 연령이높을수록, 요양기간이길수록, 산재전근로기간이길수록미취업을선택할확률이높은것으로나타났다. 직업재활서비스경험이있는쪽이미취업선택에정적인영향요인이라는것은재취업이나원직장복귀한이들은직업재활서비스를상대적으로적게이용한이들일것이고취업이어려운산업재해근로자들이직업재활서비스를이용하였을것이라고해석할수있다. 한편분석대상이된패널데이타는시간에따라변수값이변하는것을반영한것이라는점에서직업재활서비스를이용한이들이재취업보다는미취업될확률이높다는것은직업재활서비스의실효성에대해다시검토할필요가있음을보여준다. 산재근로자는임금근로즉, 원직장복귀나재취업을희망근로형태로선호하는비중이절대적이라는측면에서원직장복귀와재취업에정적인영향을주는요인들을유의해서볼필요가있으며이에따라재활서비스를포함한산재보상서비스공급에서조정하거나새로운대안들을개발할필요가있다. 3. 산업재해보상서비스이용과재활서비스욕구변화산재근로자가산재이전의삶의모습과질을회복하는데있어산재보상서비스는가장기본적인수단이다. 일자리로복귀하는것뿐아니라사회복귀도원활하게이루어질수있도록재활서비스를포함한다양한서비스를근로자개인에게적정하게제공해야할것이다. 산재근로자의재활서비스이용여부는 1차에서만조사되었다. < 표 7> 을보면조사대상자 1668 명중재활서비스이용자는 53.0% 이다. 재활서비스종류별로살펴보면직업재활서비스는이용경험있음이 15.0% 로매우낮은수준을보였다. 의료재활서비스는 39.0%, 사회심리재활서비스는 24.2% 가이용하였다. 일자리재진입을목표로산재근로자에게중요한서비스가직업교육훈련인데이를이용한경험이없는이들이 90.6% 에이른다. 요양종결후전체조사기간인 3년동안교육훈련경험이 1회인이가 112명 6.7%, 2회 32명 1.9% 에그쳤다. < 표 7> 재활서비스이용여부와최종교육훈련경험횟수 ( 단위 : %) 구분 재활서비스 직업재활서비스 의료재활서비스 사회심리재활서비스 N % N % N % N % 이용 884 53.0 251 15.0 651 39.0 403 24.2 이용안함 784 47.0 1417 85.0 1017 61.0 1265 75.8 합계 1668 100.0 1668 100.0 1668 100.0 1668 100.0 구분 N % N % 0 회 1511 90.6 3 회 10.6 요양종결후최종 1 회 112 6.7 4 회 2.1 교육훈련경험횟수 2 회 32 1.9 6 회 1.1 합계 1668 100.0 50

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 지역사회자원을연계한서비스는심리, 취업, 건강증진, 취미와관련한것인데이들지역사회연계서비스는산재보상급여이후에도산재근로자의개별성을고려한서비스를지속적으로제공함으로써사회복귀를원활하게하는데의의가있다. 그러나지역사회자원연계서비스를이용한산재근로자의비중은더낮은것으로나타났다. 조사연차각각에서지역사회서비스이용경험자를찾아합산하여 < 표 8> 에제시하였다. 3년동안한번이라도서비스를이용한이는 42명으로전체근로자의 2.5% 에그친다. 이용한서비스종류중에서는취업관련서비스이용 48.5%, 건강증진서비스이용이 23.5% 순으로나타났다. 서비스이용자에게지역사회연계서비스인지경로를질문한결과근로복지공단담당직원이라고응답한것이 41.2% 로가장높게나타났다. 다음으로각종매체, 가족혹은친족으로부터, 사업주나직장동료로부터순으로나타났다. < 표 8> 지역사회자원서비스경험, 이용경로 (1 3년차합산, 연인원 ) 지역사회자원서비스이용경험있다 (N=42(1 차 ) + 17(2차 ) + 9(3차 ) ( 단위 : %) 구분 N % 구분 N % 지역사회서비스중이용경험 심리관련 ( 상담서비스등 ) 취업관련 ( 취업알선등 ) 14 20.6 33 48.5 건강증진 ( 금연등 ) 16 23.5 취미관련 ( 노래, 운동등 ) 4 5.8 지역사회자원연계서비스인지경로 근로복지공단담당직원 28 41.2 사업주나직장동료로부터 8 11.7 가족, 친족으로부터 10 14.7 요양중의사, 다른환자로부터 6 8.8 각종매체통하여 10 14.7 기타 1 1.5 기타 6 8.8 합계 47 100.0 합계 46 100.0 지역사회연계서비스에대한이용경험이있는이들의비중은매우낮으나지역사회자원연계서비스확대할분야와이용의향에대해서는전체조사대상자가응답하였다. 취업관련서비스확대가필요하다는비중이 3년에걸쳐일관적으로높고심리관련서비스가필요하다는비중이감소하는것에비해건강증진서비스, 취미관련서비스에대해필요하다는비중은연차가지날수록더높아졌다. 이결과는재활서비스와는별개로지역사회연계서비스를연계하거나제공하는과정에서산업재해근로자들이요양종류후시간의흐름에따라확대가필요한분야가달라진다는것을고려해야한다는근거가될수있다. < 표 9> 를보면서비스가제공된다면이용하겠다는의향은시간에흐름에그비중이크게차이나지않는다. 동일한조사대상자에게 3년에걸쳐질문하여이용하겠다는의향은유지되고있는데실제이용경험자가매우적다는것은서비스공급이원활히이루어지지않았거나산재근로자의필요에부합하는내용이아니었을수도있음을보여준다. 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 51

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) < 표 9> 지역사회자원연계서비스확대분야, 이용의향 ( 단위 : %) 구분 1 년차 2 년차 3 년차 N % N % N % 심리관련 ( 상담서비스등 ) 175 10.5 97 5.8 61 3.7 취업관련 ( 취업알선등 ) 606 36.3 613 36.8 489 29.3 지역사회자원연계서비스확대할분야 건강증진 ( 금연등 ) 655 39.3 711 42.6 735 44.1 취미관련 ( 노래, 운동등 ) 120 7.2 170 10.2 257 15.4 기타 112 6.7 77 4.6 126 7.6 합계 1,668 100.0 1,668 100.0 1,668 100.0 적극이용 331 19.8 311 18.6 280 16.8 향후인근기관에서제공할경우이용의향 가끔씩이용 671 40.2 720 43.2 704 42.2 별로이용할생각없음 469 28.1 519 31.1 509 30.5 전혀이용할생각없음 197 11.8 118 7.1 175 10.5 합계 1,668 100.0 1,668 100.0 1,668 100.0 이연구에서초점을맞추고있는것이산재근로자가주관적으로인식하는재활서비스필요정도의변화이다. 매우필요하다 =4, 조금필요하다 =3, 별로필요없다 =2, 전혀불필요하다 =1로측정된값의평균을연차별로 < 표 10> 에제시하였다. 필요정도의평균은다소낮은편인데그중평균이높은서비스내용을보면, 경제안정을위한지원, 재발방지및건강증진위한지원, 재취업을위한지원등이필요정도가높게나타났다. 같은내용이라도연차별로차이를보이는재활서비스내용으로는원직장복귀지원, 재취업위한지원, 직장적응을위한지원, 창업지원등의내용은 1차년에비해 3차년도는그평균이하락하였으나 2차년도에는오히려 1차년도에비해평균값이더올라간다는공통점이있다. 요양종류후 1년이지난후에일자리복귀혹은노동시장이행에대한서비스필요정도가더높다는의미이다. 이것은노동시장이행을위한산재보상서비스공급은단기적이어서는아니되며장기적인서비스제공계획하에지속적인관리가필요할수있음을보여준다. 위에제시한논의의근거를확보하기위하여본연구는시간변화에따른재활서비스필요정도의변화를탐색하고자하였다. 이를위해재활서비스필요정도에대해패널데이타의선형회귀분석결과와종단적회귀분석의결과를비교하는것은의미가있을것으로보여아래와같이분석하였다. 52

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 표 10> 각년차별재활서비스필요정도 ( 단위 : %) 재활서비스필요정도 N 1 차 2 차 3 차 mean SD mean SD mean SD 1 심리및가족상담지원 1668 1.87.842 1.82.832 1.65.782 2 일상생활적응및활동지원 ( 교통, 편의시설등 ) 3 재발방지및건강증진을위한지원 ( 합병증예방및운동등 ) 1668 1.96.911 1.88.893 1.69.827 1668 2.39 1.018 2.46 1.003 2.24 1.012 4 5 6 7 원직장복귀를위한지원 ( 원직장복귀의무화및대체인력투입등 ) 재취업을위한지원 ( 직업훈련, 취업알선등 ) 직장적응을위한지원 ( 사업장작업환경개선, 현장훈련등 ) 창업을위한지원 ( 창업컨설팅, 점포임차비용등 ) 1668 2.09.968 2.10.987 1.84.942 1668 2.33 1.057 2.42 1.064 2.11 1.055 1668 2.06.915 2.09.937 1.85.894 1668 1.91.875 1.94.919 1.73.897 8 보조기관련지원 1668 1.84.892 1.74.861 1.56.748 9 문화활동지원 1668 2.09.912 2.26.916 2.10.941 10 경제적안정을위한지원 ( 생활안정자금융자등 ) 1668 2.46 1.048 2.58 1.045 2.38 1.089 선행연구결과를토대로재활서비스필요정도에영향을미치는설명변수로성별, 연령, 학력, 요양기간, 장해등급, 현재직무수행능력등의개인요인, 서비스이용경험, 직업재활서비스이용경험, 사회심리재활서비스이용경험, 직업훈련횟수, 지역사회연계서비스이용경험등의서비스이용경험, 현재경제활동상태등을선택하여 1 3차년도전체자료를대상으로회귀분석 (OLS Regression) 을실시하였고결과는 < 표 11> 과같다. OLS 모형에서요인들의설명력은낮다. 재활서비스이용정도에유의미한영향력을가진변인은 요양기간, 현재직무수행능력, 총직업훈련횟수, 재취업여부, 미취업여부 였다. 현재직무능력만정적인영향을주고있고나머지변수들은부적인영향관계를가지고있다. 요양기간이길수록, 직업교육훈련횟수가많을수록, 지역사회연계서비스이용경험이있으면재활서비스필요정도가낮으며, 재취업인경우도재활서비스이용정도가낮은것으로나타났다. 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 53

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) < 표 11> 재활서비스필요정도다중선형회귀분석 ( 단위 : %) 인구사회학적요인 산재보상재활서비스이용 경제활동형태 변인 coef. p β 성별.4116.125.02153 연령.0118.282.01853 학력 -.0060.873 -.0027 요양기간 -.2083.026 -.0357 장해등급.0289.153.0198 현재직무수행능력.4809.000.1566 재활서비스이용 -.2527.326 -.0176 직업재활서비스이용 -.2892.359 -.0144 사회심리서비스이용.0970.729.0058 총직업교육훈련횟수 -.5302.036 -.0298 지역사회연계서비스이용 -3.5287.000 -.0572 재취업여부 -1.2096.000 -.0829 자영업, 무급가족종사자여부 -.1367.768 -.0042 미취업여부 -2.4153.000 -.1420 R2 0.0712 F 28.38 (Prob>F=.000) 산재근로자의인구사회학적요인, 재활서비스이용, 경제활동형태등이시간의경과에따라재활서비스필요정도에어느정도영향을미치는지알아보기위해고정효과모형을적용한패널회귀분석을실시한결과는 < 표 12> 이다. 모형의적합성을보기위해모형의설명정도와오차항에대한분석결과를보면, 패널개체특성을나타내는오차항과종속변수와의상관계수추정치인 ( 민현식 최필선, 2013: 117) corr(u_i, Xb) 가 0.9029 로강한상관관계를가지고있다. 그리고고정효과모형의적합성을확인하기위한 F검정의결과 (Prob>F=0.000) 에서도고정오차들이유의미한것으로나타났다. 5) 설명변수로투입한변인들의설명력은전체분산에서패널집단이특성이차지하는비율이 89.72% 로나타났다 (rho=.8972). 6) 5) 고정효과모형과확률효과모형중더타당한모형을확인하기위해 Hausman 검정을실시하여 오차항과독립변수간상관이없다 라는귀무가설을기각하여 (Prob>chi2 = 0.000) 대립가설을선택, 고정효과모형을선택하였다. 6) 시간이경과해도동일한값을가지는성별, 요양기간, 장해등급, 재활서비스, 직업재활서비스이용, 사회심리재활서비스이용등은분석에서제거되었기에표에서생략하였다. 54

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 Fixed-effects (within) regression Group variable: pid R-sq: within = 0.0462 between=0.0023 overall=0.0010 < 표 12> 재활서비스필요정도패널회귀분석 Number of obs = 5004 Number of groups = 1668 Obs per group: min = 3 avg = 3.0 max = 3 F(8,3328) = 20.14 Prob > F = 0.0000 corr(u_i, Xb) = -0.9029 ( 단위 : %) 구분 Coef. Std. Err t P>t 95% Conf. Interval 연령.7838.0919 8.52 0.000.60349.9641 교육연수 -1.6177.8040-2.01 0.044-3.1943 -.0411 현재직무수행능력.1802.0715 2.52 0.012.0400.3204 최종직업훈련횟수.42351.4350 0.97 0.330.4294 1.2765 지역사회연계서비스 -1.5327.7336-2.09 0.037-2.9712 -.0943 재취업여부 -.6472.5047-1.28 0.200-1.6368.3423 자영업, 가족종사자.8696.7800-1.11 0.265-2.3990 0.6596 미취업 -1.6392.5109-3.21 0.001-2.6410 -.6374 _cons 6.5084 9.6569 0.67 0.500-12.4256 25.4425 sigma_u 13.9610 sigma_e 4.7244 rho.89724869 (fraction of variance due to u_i) F test that all u_i=0: F(1667, 3328) = 4.36 Prob > F = 0.0000 재활서비스필요정도에대해연령, 교육연수, 직무수행능력, 지역사회연계서비스경험, 미취업여부가영향요인으로나타났다. 연령이 1세증가할수록재활서비스필요정도는 0.78 증가한다. 현재직무수행능력이좋을수록재활서비스필요정도도증가하는것으로나타났다. 학력은재활서비스필요도와부적관계로나타났는데, 역으로해석하면학력이낮은이들이재활서비스필요정도가더크다고할수있다. 지역사회연계서비스이용경험이있는이들의재활서비스필요정도가낮아졌는데, 지역사회연계서비스가재활서비스를보완하는역할을한다고볼수도있고상대적으로지역사회연계서비스이용자는재활서비스를필요로하는이들과는다른특성을가진것으로도볼수있다. 경제활동형태에서미취업이유의미한영향요인인데부적관계로나타났다. 미취업자들에게있어해결해야할일차적인필요는취업이라고볼때상대적으로재활서비스필요정도가낮아진것이라고할수있다. 여기서유의할것은재활서비스필요정도에미치는영향요인이시간변화를고려하지않은분석에서의영향요인과차이점이다. 앞서다중선형회귀분석에서는연령과학력, 미취업이유의미하지않았는데시간을고려한패널회귀분석에서는유의미한요인으로나타났다. 최종직업훈련횟수와재취업은유의미한요인인데시간을고려한고정효과모형에서는유의미하지않은요인으로나타났다. 연령과학력은재활서비스필요정도에횡단적으로보면영향이없는데시간의변화에따라즉개인에게서 3년전기간에는재활서비스필요정도에영향을미친다는것이다. 재활서비스제공을위한장기적인전략을개발할때는연령이높아질수록필요정도가높아진다는것으로고려해야하며상대적으로학력이낮은이들의재활서비스필요정도에더민감하게반응해야하는근거가될수있다. 재취업한이들이재활서비스필요정도가낮아진다는것도일면예측가능한결과이긴하나시간의변화를고려하면재취업경제활동형태는재활서비스필요정도와는관계가없는것으로나타났다는것과, 경제활동형태미취업은시간을고려했을때재활서비스필요정도에부적영향을미친다는것은경제활동형태변화즉노동시장이행과관련하여서는재활서비스에대한기대가미약한것으로추론할수있다. 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 55

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) V. 결론및제언 세차례에걸친산재패널조사에모두응답한산재근로자 1668 명을대상으로분석한본연구는산업재해를입은근로자의노동시장이행의형태를기술하고경제활동형태선택에영향을주는요인을분석하는것과산재보상으로제공되는재활서비스이용현황과산재근로자의재활서비스필요정도의변화를설명하고자하였다. 연구의주요결과를요약하면다음과같다. 첫째, 산재근로자의요양종료후첫경제활동형태는원직장복귀 35.4%, 재취업 31.4%, 미취업 29.4% 였다. 3년기간동안경제활동형태의변화가 1회있었던이가전체근로자의 31.4%, 2회변동도 13.5% 였다. 세차례의조사중한번이라도원직장복귀를경험한사람은 1668 명중 615명, 36.87% 이고한번이라도재취업에응답한사람은 859명, 51.50% 였다. 미취업을한번이상경험한이도 616명 36.93% 에이른다. 둘째, 경제활동형태의조건부전이확률을보면현재원직장복귀자가다음기에도원직장유지할확률은 88.05%, 재취업자가재취업을유지할확률은 88.86% 였고, 원직장복귀자도미취업자가될확률이 4.10%, 재취업자도미취업자가될확률이 8.96%, 미취업자가다음기에도미취업자가될확률은 60.02% 에이른다. 셋째, 경제활동형태변화에미치는영향요인을찾기위한분석에서원직장복귀에유의미한영향을미치는요인은성별, 연령, 학력, 요양기간, 현재업무수행능력, 산재전직장규모, 근무기간, 종사상지위중임시직, 일용직그리고최종직업훈련횟수였다. 재취업대비미취업을선택할확률에유의미한영향요인은성별, 연령, 장애등급, 요양기간, 현재업무수행능력, 산재전근로기간, 직업재활서비스이용경험이었다. 남성일수록, 장해등급이높을수록 ( 장애정도가경할수록 ), 현재업무수행능력이높을수록미취업선택확률이낮다. 연령이높을수록, 요양기간이길수록, 산재전근로기간이길수록미취업을선택할확률이높은것으로나타났다. 넷째, 산재근로자의재활서비스이용경험있는이는직업재활 15.0%, 의료재활 39.0%, 사회심리재활서비스이용 24.2% 로낮은비중을차지하였고, 지역사회자원서비스이용경험비중은더낮아져 1 3차년도이용자모두를합산하여도 68명에그쳤다. 지역사회자원연계서비스에서확대하길원하는분야는건강증진, 취업관련분야가주를이루었고재활서비스필요정도를나타내는평균은높지않았다. 마지막으로재활서비스필요정도에영향을미치는요인을분석한결과연령, 교육연수, 현재직무수행능력, 지역사회연계서비스경험, 미취업여부가유의미한영향요인으로나타났다. 시간의변화에따른재활서비스필요정도에유의미한영향을미치는요인은연령, 학력, 미취업여부, 현재직무수행능력, 지역사회연계서비스이용경험으로앞의횡단면분석과다르게나타났다. 분석결과를토대로산재근로자의노동시장이행을원활히하고재활서비스공급과이용에서효과성을높이기위한논의점을제시하면다음과같다. 첫째, 산업재해근로자에대한노동시장이행을지원하기위해서는요양종료후단기적으로가아니라장기적인계획하에서비스를제공해야할것이다. 산재근로자들은산재후일자리복귀가어떻게이루어지는가에따라이후경제활동형태유지와변화에결정적요소가되었고, 3년여시간동안경제활동형태변화를경험하는비중이높았다. 일자리복귀에영향을미치는다양한요인이있었지만대표적인산재보상서비스인재활서비스이용경험이나직업교육훈련등이유의미하지않았다는점을볼때기 56

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 존의재활서비스와일자리복귀를위한서비스에서의개선이필요하다. 성별, 연령, 요양기간, 산재전직장요인들이경제활동형태에유의미한영향요인으로나타났기에산업재해근로자의개인특성을고려하여전략적으로서비스를제공해야할것이다. 근로자의개별유형에기반하여적정한재활개입을위해서는산재근로자를더효과적으로범주화하는방안도모색해야할것이다. 둘째, 일자리를옮기거나미취업에서취업으로이동하는것에실질적인도움이되는직업훈련프로그램을개선하고운영하는것이필요하다. 조사결과에따르면총직업교육훈련횟수가많을수록미취업일확률이높은것으로나타났는데이것도현재직업훈련이일자리복귀에대한효과성이적다는것을반증한다. 따라서직업훈련이모든대상에게효과적인방법은아니라는것에유의해야할것이다. 일반적인고용환경이변하지않은상태에서직업훈련은비숙련근로자에게는고용기회를증가시킬수있으나일정정도이상의숙련근로자에게는직업훈련자체가고용기회를확대시키지못하는현실을고려하여직업훈련내용을다양화하고고용가능성혹은노동시장이행을위한포괄적인지원전략을개발해야할것이다 ( 배화숙, 2015: 102). 셋째, 근로자개인특성에따라필요한재활서비스내용과그필요정도가다름을볼때산업재해근로자의직장복귀와사회복귀에필수적인재활서비스내용을개선하고근로자의이용접근성을향상시키는방안을모색해야할것이다. 조사결과재활서비스, 지역사회연계서비스등이용경험이있는이들의비중이낮지만특정분야는지속적으로서비스확대가필요하고, 이용의향도높은것으로나타났다. 현재제공되는서비스의효과성과산재근로자가필요로하는것의거리를좁히는방법을찾아야할것이다. 독일의경우직업재활시설이전국적으로분산되어있고전직을위한다양한직업훈련분야가있는데, 직업훈련분야를장래취업가능직종과산재장해인의신체적성과연계시켜지도하고있다고 ( 박석돈, 2011: 13-14) 한다. 산재근로자개인특성을고려하여재활에서가장중요한직업복귀가이루어질수있도록종합적서비스가필요하다. 마지막으로, 산재근로자가필요로하는재활서비스내용과그필요정도가시간의흐름에따라달라진다는것을고려한재활서비스제공계획이필요하다. 앞서언급한노동시장이행지원을위한서비스도장기적인계획이필요한것처럼산재근로자의연령, 학력, 경제활동형태등에따라재활서비스내용과그필요정도가시간에따라변한다는점에서요양기간종료후초기개입내용을시기별로점검하고조정하는것이필요할것이다. 참고문헌 근로복지공단, 2016, 2016 근로복지공단한 영사업안내서 김선미 김은하, 2015, 산재근로자의삶의질에영향을미치는요인 : 심리사회적요인을중심으로, 사회과학연구 제 26권 4호, pp.389-411. 도성화, 2014, 산재장애인을위한직업재활서비스지원방략 지체 중복 건강장애연구 57권제2호, pp.249-269. 민인식 최필선, 2013, 패널데이타분석, 지필미디어. 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 57

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) 민인식 최필선, 2015, 고급패널데이타분석, 지필미디어. 박석돈, 2011, 독일의산재장해인직업재활과정과우리나라산재장해인직업재활발전방향 재활과학연구 제 29권제1호, pp.37-54. 박수경, 2012, 산재장애인의성공적인직업복귀과정과관련요인. 재활복지 제 16권 3호, pp.293-318. 박은주, 2014, 산재근로자의재해이후취업력에영향을미치는요인, 사회보장연구 제 30권제2호, pp.191-220. 배화숙, 2015, 산업재해후실직 비경제활동인구의욕구분석과노동시장이행서비스개선방안, 직업재활연구 제 25권제2호, 한국직업재활학회, pp.87-105. 석상훈, 2008, 저임금근로의동태적분석 : 상태의존성검증, 산업경제연구 제21권제 2호, pp.691-709. 성재민, 2011, 저소득자노동시장지위변화에대한동태적분석, 사회보장연구 제 27권제4호, pp.165-189. 신혜리 김명일, 2015, 산재근로자들의재활서비스경험이직장복귀및원직장복귀에미치는효과 : 성향점수매칭 (PSM) 을중심으로, 직업재활연구 제 25권제1호, pp.105-130. 심현진 이현실, 2016, 산재보험재활사업프로그램질적정보격차가직무와일상생활만족에미치는영향- 자존감의매개효과검정, The Korean Journal of health Service Management Vol. 10 NO.1. pp.143-154. 양재성 오순복 임성수, 2012, 산재근로자직업복귀형태에영향을미치는결정요인석-요양종결후장해판정자를중심으로 사회보장연구 제 28권제3호, pp.153-177. 이상진, 2010, 우리나라산재장애인직장복귀정책강화방안. 직업재활연구 제 29권제3호, pp.1-34. 이승욱 박혜전, 2007, 산재근로자의직업복귀에영향을미치는요인연구, 직업재활연구 제 17권제 1호, pp.69-99. 정병석, 2010, 한국노동시장정책의평가와발전방안 : 이행노동시장이론의활용, 노동정책연구 제10권제2호, pp.155-185. 정원미 박정일 구정완 노영만, 2003, 산업재해근로자의직장복귀예측요인, 대한직업환경의학회지 제 15권제2호, pp.119-131. 조성재 이승욱 송창근 박유진, 2015, 산재근로자와사업주의산재보험재활서비스욕구조사 : 근로복지공단재활서비스를중심으로, 직업재활연구 제 25권제1호, 한국직업재활학회, pp.85-103. 최윤영, 2009, 산재근로자재활서비스정책의문제점과개선방안, 직업재활연구 제 19권제1호, pp.121-142. Sears, Jeanne M., Thomas M. Wickizer and Beryl A. Schulman, 2014, Injured Workers 58

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 Assessment of Vocational Rehabilitation Services Before and After Retraining, Journal of Rehabilitation, No.24, pp.458-468. MacEachen, E., A. Kosny, S. Ferrier and K. Lippel, 2013, The ideal of consumer choice in social services: challenges with implementation in an Ontario injured worker vocational retraining programme, Disability and Rehabilitation, Vol.35 No.25. pp. Gross, D. P., J. Zhang, I. Steenstra and Barnsley, 2013, Development of a Computer-Based Clinical Decision Support Tool for Selecting Appropriate Rehabilitation Interventions for Injured Workers, Journal of Occupational Rehabilitation, Vol.23 No.4, MacEachen, E., A. Kosny, S. Ferrier and K. Lippel, 2012, The Ability' Paradigm in Vocational Rehabilitation: Challenges in an Ontario Injured Worker Retraining Program, Journal of Occupational Rehabilitation, Vol.22 No.1. Pieters, Danny, 2015, 사회보장론입문, 김지혜역, 사회평론. http://www.moel.go.kr ( 고용노동부, 2016.10.26. 검색 ) 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 59

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) < 부표 1> 조사대상자의경제활동형태 ( 단위 : %) 구분 2013 2014 2015 N % N % N % 원직장복귀 591 35.4 530 31.8 490 29.4 재취업 524 31.4 715 42.9 751 45.0 자영업, 가족종사자 62 3.7 96 5.8 103 6.2 미취업 491 29.4 327 19.6 324 19.4 합계 1668 100.0 1668 100.0 1668 100.0 < 부표 2> 1 개년간의고용형태변화 ( 단위 : %) 1 차년도 (2013) 구분원직장복귀재취업자영업, 가족종사자미취업합계 원직장복귀 재취업 2 차년도 (2014) 자영업, 가족종사자 미취업 합계 86.3 7.4 1.7 4.6 100.0 96.2 6.2 10.4 8.3 35.4.4 88.9 1.3 9.4 100.0.4 65.2 7.3 15.0 31.4 0 11.3 88.7 0 100.0 0 1.0 57.3 0 3.7 3.7 40.3 4.9 51.1 100.0 3.4 27.7 25.0 76.8 29.4 31.8 42.9 5.8 19.6 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 < 부표 3> 지역사회서비스이용할경우가장걱정되는점 ( 단위 : %) 구분 1 년차 2 년차 3 년차 N % N % N % 서비스이용료에대한부담 349 20.9 321 19.2 268 16.1 교통수단이용의어려움 129 7.7 92 5.5 112 6.7 복잡한신청및이용절차 188 11.3 243 14.6 215 12.9 이용할만한서비스부족 453 27.2 442 26.5 483 29.0 기관및서비스에대한정보부족 264 15.8 296 17.7 324 19.4 불편한편의시설및환경 35 2.1 21 1.3 24 1.4 긴대기시간 92 5.5 82 4.9 97 5.8 이용대상선정의까다로움 ( 장애등급, 소득기준등 ) 109 6.5 127 7.6 98 5.9 기타 49 2.9 44 2.6 47 2.8 합계 1668 100.0 1668 100.0 1668 100.0 60

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 부표 4> 미취업자의일자리알아보는방법 (1 3 차, 다중응답 ) ( 단위 : %) 구분 N 반응 퍼센트 케이스중 % 학교, 학원의취업정보 / 알선을통해 12 1.5% 3.9% 교사, 교수, 스승을통해 1 0.1% 0.3% 친구, 친지의소개 195 23.8% 63.7% 공공직업안내소 ( 근로복지공단제외 ) 를통해 53 6.5% 17.3% 근로복지공단을통해서 27 3.3% 8.8% 사설직업안내소를통해 28 3.4% 9.2% 신문, TV, 벽보등의광고를통해 88 10.7% 28.8% 일하고싶은곳을직접찾아다니면서 46 5.6% 15.0% 가족을통해서 19 2.3% 6.2% 인터넷등통신망을통하여 69 8.4% 22.5% 취업하고싶은일자리 ( 직장, 사업, 일거리 ) 에근무하고있는사람을통해 전일자리 ( 직장, 사업, 일거리 ) 에서업무상알게된사람을통해 89 10.8% 29.1% 173 21.1% 56.5% 자영업준비 12 1.5% 3.9% 기타 9 1.1% 2.9% 전체 821 100.0% 268.3% 1-3. 산재근로자의노동시장이행에미치는영향요인과재활서비스욕구변동에대한탐색적연구 61

1 주제산재근로자의노동시장참여 (1) < 부표 5> 각년차별재활서비스필요정도 ( 단위 : %) 재활서비스필요정도 1 심리및가족상담지원 2 일상생활적응및활동지원 ( 교통, 편의시설등 ) 3 재발방지및건강증진을위한지원 ( 합병증예방및운동등 ) 4 원직장복귀를위한지원 ( 원직장복귀의무화및대체인력투입등 ) 5 재취업을위한지원 ( 직업훈련, 취업알선등 ) 6 직장적응을위한지원 ( 사업장작업환경개선, 현장훈련등 ) 7 창업을위한지원 ( 창업컨설팅, 점포임차비용등 ) 8 보조기관련지원 9 문화활동지원 10 경제적안정을위한지원 ( 생활안정자금융자등 ) 1차 2차 3차 1차 2차 3차 1차 2차 3차 1차 2차 3차 1차 2차 3차 1차 2차 3차 1차 2차 3차 1차 2차 3차 1차 2차 3차 1차 2차 3차 전혀불필요 643 (38.5) 688 (41.2) 866 (51.9) 618 (37.1) 671 (40.2) 833 (49.9) 404 (24.2) 349 (20.9) 487 (29.2) 545 (32.7) 530 (31.8) 747 (44.8) 452 (27.1) 402 (24.1) 600 (36.0) 531 (31.8) 497 (29.8) 691 (41.4) 630 (37.8) 619 (37.1) 843 (50.5) 712 (42.7) 797 (47.8) 950 (57.0) 509 (30.5) 376 (22.5) 522 (31.3) 380 (22.8) 308 (18.5) 437 (26.2) 별로필요없음 660 (39.6) 656 (39.3) 571 (34.2) 619 (37.1) 633 (37.9) 580 (34.8) 473 (28.4) 490 (29.4) 504 (30.2) 599 (35.9) 641 (38.4) 590 (35.4) 506 (30.3) 501 (30.0) 531 (31.8) 625 (37.5) 682 (40.9) 646 (38.7) 661 (39.6) 677 (40.6) 550 (33.0) 630 (37.8) 604 (36.2) 553 (33.2) 612 (36.7) 643 (38.5) 587 (35.2) 470 (28.2) 477 (28.6) 523 (31.4) 조금필요 298 (17.9) 259 (15.5) 187 (11.2) 318 (19.1) 258 (15.5) 186 (11.2) 530 (31.8) 546 (32.7) 463 (27.8) 355 (21.3) 292 (17.5) 183 (11.0) 415 (24.9) 247 (25.6) 291 (17.4) 392 (23.5) 325 (19.5) 216 (12.9) 282 (16.9) 231 (13.8) 160 (9.6) 215 (12.9) 172 (10.3) 117 (7.0) 432 (25.9) 486 (29.1) 421 (25.2) 490 (29.4) 484 (29.0) 352 (21.1) 매우필요 67 (4.0) 65 (3.9) 44 (2.6) 113 (6.8) 106 (6.4) 69 (4.1) 261 (15.6) 283 (17.0) 214 (12.8) 169 (10.1) 205 (12.3) 148 (8.9) 295 (17.7) 338 (20.3) 246 (14.7) 120 (7.2) 164 (9.8) 115 (6.9) 9.5 (5.7) 141 (8.5) 115 (6.9) 111 (6.7) 95 (5.7) 48 (2.9) 115 (6.9) 163 (9.8) 138 (8.3) 328 (19.7) 399 (23.9) 356 (21.3) 합 mean SD 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1668 (100.0) 1.87.842 1.82.832 1.65.782 1.96.911 1.88.893 1.69.827 2.39 1.018 2.46 1.003 2.24 1.012 2.09.968 2.10.987 1.84.942 2.33 1.057 2.42 1.064 2.11 1.055 2.06.915 2.09.937 1.85.894 1.91.875 1.94.919 1.73.897 1.84.892 1.74.861 1.56.748 2.09.912 2.26.916 2.10.941 2.46 1.048 2.58 1.045 2.38 1.089 62

산재근로자의건강과삶의질 2-1. 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 - 최령 ( 동신대학교보건행정학과 ) - 황병덕 ( 부산가톨릭대병원경영학과 ) 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 - 전동일 ( 강원대사회복지학과 ) 2-3. 한국산재환자들의라이프스타일특성과건강위험요인의집단계층분석 - 최완석 ( 한국국제대물리치료학과 ) - 문옥곤 ( 호원대물리치료학과 ) - 염동문 ( 한국국제대사회복지학과 )

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2-1 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적 건강상태에미치는영향 최령 *, 황병덕 ** 요 약 본연구는산업재해로인해삶의도중에장해를입어신체적 정신적 생활적변화에직면하게되는산재장애인을대상으로객관적소득분위와개인스스로인식하고있는사회경제적지위인식이어느정도일치하는지를확인하고, 사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향을분석하고자하였다. 이를위해산재보험패널자료중 3차자료 (2015 년 ) 를활용하여산재장애등급을받은근로자중무응답및결측값을제외한총 1,398 명을최종분석대상으로하였다. 연구결과첫째, 소득분위와사회경제적지위인식일치정도를분석한결과모든소득분위에서사회경제적지위상층으로인식하는분위는없었다. 소득1 분위, 2분위, 3분위는사회경제적지위를하층으로, 소득분위 4분위, 5분위는중하층으로인식하는것으로분석되었다. 둘째, 사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향을분석한결과 Model 1과 Model 2에서연령, 요양기간, 경제활동상태, 소득분위, Model 1은학력, Model 2에서사회경제적지위인식변수가각각통계적으로유의한차이가있었으며, Model 1에비해 Model 2에서모형적합도가개선된것으로분석되었다. 따라서, 산재승인과장해등급등을결정하는근로복지공단, 산재요양을담당하는공공 민간의료기관그리고산업체에서는산재근로자들의상대적박탈감을줄이고, 성공적인원직장복직 ( 재취업 ) 과사회적지지를향상시킬수있도록보건학적접근, 산재보험및보상정책, 그리고재정적인지원등이필요할것이다. I. 서론 산재보험이란산업재해근로자를보호하기위하여 1964 년도입된우리나라최초의사회보험제도로서근로복지공단이고용노동부장관의위탁을받아업무상재해판정및보험급여지급등산재근로자에대한요양 보상 의료 재활등산재보험관련업무를수행하고있다 ( 고용노동부, 2016). 안전보건공단 (2014) 에서발표한산업재해발생현황에의하면 2014년도산업재해보상보험법적용사업장 2,187,391 개소에종사하는근로자 17,062,308 명중에서지난한해동안 90,909 명의산재대상자가발생하였고, 19,632,795 원의경제적손실이발생한것으로분석되었다. 또한전체산재대상자중에서약 37.8% 인 34,403 명이신체장해자 ( 산재장애인 ) 로판정되었다. * 동신대학교보건복지대학보건행정학과조교수 ** 부산가톨릭대학교보건과학대학병원경영학과부교수 2-1. 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 65

2 주제산재근로자의건강과삶의질 산업재해로인해삶의도중에장애를입은경우심리적, 생활적문제에직면하게되며, 사고가발생했던직장과의대립, 가족, 타임과관계유지의어려움과같은사회적고립을격기도한다 ( 장정미등, 2009) 특히, 산재장애인의경우일반장애인, 특히선천성장애인이나조기장애인과비교하였을때첫째, 신체적으로나심리적으로이를수용하기어려워하며적응상의어려움을보인다. 둘째, 국가나기업, 사회에대한보상심리가강하다. 셋째, 전문기술및직장경험이있고직장복직에대한의욕이높다. 넷째, 산재장애인의문제는산재장애인당사자의문제로국한되지않고가족문제로확산되는경우가높다 ( 윤조덕등, 2001). 산재장애인은사고나질병으로치료가종결된이후에도다양한사회적관심이필요하다. 특히건강의경우각국가에서는여건에맞추어사회구성원누구를막론하고필요할때소득에관계없이적절한의료서비스를이용할수있도록제도적장치를마련하여시행하고있다 (Hurst, 1994). 즉모든국가의보건의료정책은특정개인이나그룹에대한건강증진뿐만아니라국민전체의건강보호와보건의료서비스에서의접근이공평하게보장되어야함이궁극적인목표이며, 이를위해서는국민개개인의소득이나사회지위에상관없이의료서비스를이용할수있어야한다 ( 최령등, 2013). 건강은바라보는관점에따라질병의유무, 생체징후와같은객관적인지표로나타나는객관적인건강과스스로건강에대해평가하는주관적건강으로나누어생각할수있으며 ( 오영희, 2005; 정순돌외, 2013), 특히주관적건강상태는임상적건강수준과함께일반적인건강수준을반영하는지표중하나로간주되고있다 ( 오영희등, 2006). 한편, 주관적계층인식이 ( 지위 ) 란개인스스로가자신이어떠한계급또는계층에속한다고느끼는일종의귀속의식으로사회의위계속에서자신의위치를자리매김하거나, 특정계층지위에주관적인일체감을귀속시키는것으로정의하고있다 ( 이병훈과윤정향, 2006). 추상적개념론이나추상적계급론의관점이아니라사회속의개인들은구체적으로어떻게나와남을구분하는가라는소박한의문에서출발하여, 사회의변화에따라이러한개인들의주관적계층인식은어떠한변화를보이는가에대하여관심을갖게되었다 ( 이혜경, 1993). Warner 등 (1941) 과 Centers(1949) 는실제사회속의사람들은어떠한계층인식을하고있으며, 가치관과태도및행위에어떠한영향을주고, 현대산업사회의발전에따라주관적계층인식은어떻게변화하는지에관해연구를하였다. 이러한변화에따라 Schelsky 는현대산업사회는중산층으로평준화된사회가될것이라고전망하였으며 (Dahrendorf, 1959; 이혜경, 1993 에서재인용 ), Adler 등 (2000) 은건강관의연관성을살피는데있어주관적계층인식이객관적인사회경제적지위와같은지표보다민감하고포괄적인지표라고하였다. 사회경제적지위인식 ( 주관적계층인식 ) 에과한선행연구를살펴보면, 이혜경 (1993) 은 1991년사회조사통계자료를이용하여연구에서한국인은생활수준, 소득등에의하여나와남을구분하는 계층적시각 을가지고있으며, 직업보다는교육정도에따라자신과남을구분하고있는것으로나타났다. 그리고한국가구주의주관적계층인식은자신과배우자의객관적지위를함께고려하여결정하고있는것으로나타났다. Adler 등 (2000) 은미국백인여성을대상으로객관적지위와주관적지위사이의관련성에관한연구에서객관적지위에비해주관적지위가높을수록심리적기능과주관적건강상태가높았으며, 객관적지위보다강한관련성이있는것으로분석되었다. 조동기 (2006) 는한국사회학회가 2006 년 8월1일부터 20일간시행한 한국중산층총조사 자료를활용하여로지스틱회귀분석모형으로분석한결과객관적중산층비율과주관적중간계층귀속비율간의괴리정도가지역별로상이하게나타났다. 중산층귀속여부는주택소유변수에의해매우큰영향 66

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 을받는것으로나타났으며주택소유를제외하면소득, 교육, 직업과같은객관적지표보다는주관적소득수준과주관적재산정도와같은주관적지표가보다큰영향을미치는것으로나타났다. 오현복 (2010) 은고령화패널조사 2차자료를활용하여분석한결과주관적으로인지하는계층의식이하층에비해중층상층에속한다고인지할수록건강상태를만족하는것으로분석되었다. 최령등 (2013) 은한국의료패널의원자료중 2009 년연간통합데이터를활용하여분석한결과주관적계층인식이낮을수록외래의료비가증가하는것으로분석되었다. 외래의료이용결정요인으로연령, 외래및입원상병진단이유의한요인이었으며, 입원의료이용결정요인으로혼인상태, 일자리유형, 스트레스인지, 입원상병진단이유의한요인으로분석되었다. 이상의연구에서살펴보았듯이국내에서의연구는일반성인만을대상으로주관적계층인식에따라건강상태나의료이용에관한것만논의하였으며, 산재장애인을대상으로사회경제적지위인식에관한연구는전무하다. 이에본연구는산업재해로인해삶의도중에장해를입어신체적 정신적 생활적변화에직면하게되는산재장애인을대상으로객관적소득분위와개인스스로인식하고있는사회경제적지위인식이어느정도일치하는지를확인하고, 사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향을분석함으로써산재보험정책에필요한기초자료를제공하고자한다. II. 연구방법 본연구는근로복지공단에서실시한산재보험패널 (Panel Study of Worker's Compensation Insurance, PSWCI) 자료중 3차자료 (2015년 ) 를활용하였다. 산재보험패널조사의조사대상은업무상재해를경험한이후 2012 년도에요양을종결한근로자 89,921 명을목표모집단으로하였다. 그중주소불명, 외국인및제주도거주자를제외한 82,493 명의조사모집단중 2,000 명 ( 산재장해인 1,650 명, 장해가없는산재근로자 350명 ) 을표본으로 1년 ( 매년 8월~10 월 ) 을주기로전문면접원이방문하여컴퓨터를이용한대인면접방법 (CAPI) 으로시행되고있다. 3차자료는 2015 년 8월부터 10월까지 3개월동안실시되었으며, 산재장애등급을받은근로자중무응답및결측값을제외한총 1,398 명을최종분석대상으로하였다. 2. 측정변수 1) 주관적건강상태건강상태는개인의지각과사회문화적요인의상호작용에의해형성되는상대적이며다양한측면고려된다 ( 김진영, 2007; 이미숙, 2009). 이에본연구에서는 현재OOO 님의전반적인건강상태는어떻습니까? 의문항을이용하였으며, 1. 매우좋지않다, 2. 좋지않은편이다, 3. 좋은편이다, 4. 매우좋다 로응답할수있었다. 회귀분석을위해 0= 좋지않다, 1= 좋다 로더미처리하여분석에사용하였다. 2-1. 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 67

2 주제산재근로자의건강과삶의질 2) 소득분위소득수준에따라건강수준에차이가있다는사실이여러연구를통해지적되어왔다 (van Doorslaer & Koolaman, 2004; 이용재와김승연, 2006; 김동영, 2012). 3차자료는 2014 년한해의소득으로근로소득과근로외소득으로구분되어있다. 근로소득은임금소득과사업소득, 근로외소득은사회보험급여, 재산소득, 이전소득 ( 사적 / 공적 ), 기타로구성되어있다. 본연구에서는근로소득과근로외소득모두를적용하였으며, 산출된소득을기준으로순위를구하여총 5분위 (20%) 로나누었다. 1분위집단을가장소득이낮은집단으로, 5분위집단을소득이가장높은집단으로하였다. 3) 사회경제적지위인식건강의불평등에있어서물질적인측면에비해심리적인과관계는주관적으로속한다고인지하는사회계층이객관적인사회적지위보다건강에더강력한결정요인으로예측된다 (Macleod 등, 2005; 유소이, 2006 에서재인용 ). 주관적으로인지하고있는계층이높을수록주관적건강혹은신체적건강수준이양호하다는연구 (Hu 등, 2005) 와주관적계층의식이높을수록의료비지출이낮다는연구결과 ( 최령등, 2013) 를보고하였다. 이에본연구에서는 소득이나직업, 교육, 재산등을고려할때현재 OOO 님의사회경제적지위가다음중어디에속한다고생각하십니까? 의문항을이용하였으며, 1= 상층, 2= 중상층, 3= 중하층, 4= 하층 의 4점척도로구성되어있는것을그대로사용하였다. 4) 일반적특성본연구에서사용한일반적특성변수중성별은 남성 =0, 여성 =1, 연령은 20 대 =0, 30대 =1, 40대 =2, 50대 =3, 60대 =4, 혼인상태는 기타 =0, 미혼 =1, 혼인 =2, 가구원수는응답자를포함하여 1명 =0, 2명 =1, 3명 =2, 4명 =3, 5명 =4 로구성하였다. 만성질환은 있다 =0, 없다 =1, 요양기간은산재로인한요양기간을의미하며 3개월 =0, 3개월 <~6개월 =1, 6개월 <~9개월 =2, 9개월 <~ 1년 =3, 1년 <~ 2년 =4, 2년 <=5, 장해등급은 1~3등급 =0, 4~7등급 =1, 8~10등급 =2, 11~ 12등급 =3, 13~14 등급 =4, 경제활동상태는 비경제활동 =0, 원직장복직 =1, 재취업 =2, 자영업 =3 으로구성하였다. 5) 분석방법자료분석은 SPSS 22.0을이용하여연구대상들의일반적특성을알아보기위하여빈도분석과기술적통계를통한백분율을하였다. 소득분위와사회경제적지위인식특성과관련성을검증하고, 일반적특성과주관적건강상태와의관련성을검증하기위하여 χ2-test 를하였다. 주요변수들간의상관관계분석을하였으며, 사회경제적지위인식에따른주관적건강상태영향요인을파악하기이하여로지스틱회귀분석을실시하였다. 모든검중을 p=005 에대해유의성을검토하였고, 유의수준은 95% 신뢰구간으로하였다. 68

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 III. 연구결과 1. 연구대상자의일반적특성연구대상자의일반적특성은남성이 85.1%, 연령은 50대가 35.8% 로가장많았으며, 60대이상이 26.7%, 40대가 24.2%, 30대가 10.7%, 20대이하가 2.6% 순의분포를보였다. 혼인상태는혼인이 72.7%, 가구원수는 2명이 28.6% 로가장많았으며, 학력은고졸 44.9%, 초졸이하 21.1%, 중졸 19.5% 순의분포를보였다. 요양기간은 3초과~6 개월이하가 43.9% 로가장많았으며, 6개월초과~9개월이하 26.8%, 장해등급은 10~12 등급이 49.3%, 13~14 등급이 34.2%, 8~9등급이 9.7%, 경제활동상태는재취업은 44.7% 로가장많았으며, 원직장복직은 28.8%, 비경제활동 21.0%, 자영업 5.4% 순이었다. 소득은 4분위 26.5로가장많았으며, 1분위 21.5%, 5분위 19.3%, 3분위 16.8, 2분위 16.0% 순이었다 < 표 1>. < 표 1> 연구대상자의일반적특성 ( 단위 : %) 성별연령혼인상태가구원수학력만성질환요양기간 구분 N % 남성 1189 85.1 여성 209 14.9 20대 37 2.6 30대 149 10.7 40대 338 24.2 50대 501 35.8 60대 373 26.7 기타 213 15.2 미혼 169 12.1 혼인 1016 72.7 1명 215 15.4 2명 400 28.6 3명 303 21.7 4명 373 26.7 5명 107 7.7 초졸 295 21.1 중졸 272 19.5 고졸 628 44.9 대졸 203 14.5 있다 412 29.5 없다 986 70.5 3개월 109 7.8 3개월 <~ 6 개월 614 43.9 6개월 <~ 9 개월 375 26.8 9개월 <~ 1 년 136 9.7 1년 < 초과~ 2 년 121 8.7 2년 < 43 3.1 2-1. 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 69

2 주제산재근로자의건강과삶의질 구분 N % 1~3 등급 25 1.8 4~7 등급 70 5.0 장해등급 8~9 등급 136 9.7 10~12 등급 689 49.3 13~14 등급 478 34.2 경제활동상태 소득분위 비경제활동 294 21.0 원직장복직 403 28.8 재취업 625 44.7 자영업 76 5.4 1분위 300 21.5 2분위 223 16.0 3분위 235 16.8 4분위 370 26.5 5분위 270 19.3 상층 1398 100.0 2. 소득분위와사회경제적지위인식특성소득분위와사회경제적지위인식이어느정도일치하는지분석한결과사회경제적지위를상층으로인식하는분위는전혀없었다. 소득1 분위, 2분위그리고 3분위는사회경제적지위를하층 (58.0%, 57.8%, 48.5%) 과중하층순으로, 소득분위 4분위와 5분위는중하층 (63.5%, 68.5%) 과하층순이었으며, 통계적으로유의한차이가있었다 < 표 2>. < 표 2> 소득분위과사회경제적지위인식특성 ( 단위 : %) 사회경제적지위인식 구분 합계 상층중상층중하층하층 소득분위 1 분위 2 분위 3 분위 4 분위 5 분위합 χ2(p) 0 (0.0) 8 (2.7) 118 (39.3) 174 (58.0) 300 (100.0) 0 (0.0) 6 (2.7) 88 (39.5) 129 (57.8) 223 (100.0) 0 (0.0) 8 (3.4) 113 (48.1) 114 (48.5) 235 (100.0) 0 (0.0) 20 (5.4) 235 (63.5) 115 (31.1) 370 (100.0) 0 (0.0) 49 (18.1) 185 (68.5) 36 (13.3) 270 (100.0) 0 (0.0) 91 (6.5) 739 (52.9) 568 (40.6) 1398 (100.0) 211.562 (<.001) 70

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 3. 주관적건강상태특성주관적건강상태에따른일반적특징을분석한결과주관적건강상태가 좋지않다 의경우남성 (82.0%) 이여성보다많았다. 연령은 50대 (37.8%), 60대 (36.8%) 순, 학력은고졸 (37.8%), 초졸 (31.1) 순, 요양기간은 3개월초과~6개월미만 (39.4%), 6개월초과~9개월미만 (26.1%) 순이었다. 소득은 1분위 (34.7%), 2분위 (21.4%) 순, 사회경제적지위인식은하층 (55.4), 중하층 (41.5%) 순으로많았다. 주관적건강상태가 좋다 의경우성 (87.2%) 이여성보다많았다. 50대 (34.4%), 40대 (27.6%) 순, 학력은고졸 (49.9%), 대졸이상 (18.9%) 순, 요양기간은 3개월초과~6 개월미만 (47.1%), 6개월초과~9 개월미만 (27.4%) 순이었다. 소득은 4분위 (32.6%), 5분위 (25.4%) 순, 사회경제적지위인식은중하층 (60.9), 하층 (30.2%) 순으로많았다. 성별, 연령, 혼인상태, 가구원수, 학력, 만성질환, 요양기간, 장해등급, 경제활동상태, 소득분위, 사회경제적지위인식의모든변수가주관적건강상태와관련성이있는것으로분석되었다 < 표 3>. < 표 3> 주관적건강상태특성 ( 단위 : %) 구분 주관적건강상태 좋지않다좋다합 χ2(p) 성별 남성 475(82.0) 714(87.2) 1,189(85.1) 7.052(.005) 여성 104(18.0) 105(12.8) 209(14.9) 20 대 5(0.9) 32(3.9) 37(2.6) 88.163(<.001) 30 대 30(5.2) 119(14.5) 149(10.7) 연령 40 대 112(19.3) 226(27.6) 338(24.2) 50 대 219(37.8) 282(34.4) 501(35.8) 60 대 213(36.8) 160(19.5) 373(26.7) 기타 120(20.7) 93(11.4) 213(15.2) 31.732(<.001) 혼인상태 미혼 48(8.3) 121(14.8) 169(12.1) 혼인 411(71.0) 605(73.9) 1016(72.7) 1 명 100(17.3) 115(14.0) 215(15.4) 37.285(<.001) 2 명 202(34.9) 198(24.2) 400(28.6) 가구원수 3 명 128(22.1) 175(21.4) 303(21.7) 4 명 116(20.0) 257(31.4) 373(26.7) 5 명 33(5.7) 74(9.0) 107(7.7) 2-1. 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 71

2 주제산재근로자의건강과삶의질 구분 주관적건강상태 좋지않다좋다합 χ2(p) 초졸 180(31.1) 115(14.0) 295(21.1) 89.888(<.001) 학력 중졸 132(22.8) 140(17.1) 272(19.5) 고졸 219(37.8) 409(49.9) 628(44.9) 대졸 48(8.3) 155(18.9) 203(14.5) 만성질환 요양기간 있다 275(47.5) 137(16.7) 412(29.5) 154.487(<.001) 없다 304(52.5) 682(83.3) 986(70.5) 3개월 24(4.1) 85(10.4) 109(7.8) 65.418(<.001) 3개월 <~ 6 개월 228(39.4) 386(47.1) 614(43.9) 6개월 <~ 9 개월 151(26.1) 224(27.4) 375(26.8) 9개월 <~ 1 년 71(12.3) 65(7.9) 136(9.7) 1 년 < 초과 ~ 2 년 73(12.6) 48(5.9) 121(8.7) 2 년 < 32(5.5) 11(1.3) 43(3.1) 1~3 등급 22(3.8) 3(0.4) 25(1.8) 54.601(<.001) 장해등급 경제활동상태 소득분위 사회경제적지위인식 4~7등급 48(8.3) 22(2.7) 70(5.0) 8~9등급 65(11.2) 71(8.7) 136(9.7) 10~12 등급 27(47.8) 412(50.3) 689(49.3) 13~14 등급 167(28.8) 311(38.0) 478(34.2) 비경제활동 74(12.8) 329(40.2) 403(28.8) 207.556(<.001) 원직장복직 259(44.7) 366(44.7) 625(44.7) 재취업 32(5.5) 44(5.4) 76(5.4) 자영업 214(37.0) 80(9.8) 294(21.0) 1분위 201(34.7) 99(12.1) 300(21.5) 165.462(<.001) 2분위 124(21.4) 99(12.1) 223(16.0) 3분위 88(15.2) 147(17.9) 235(16.8) 4분위 103(17.8) 267(32.6) 370(26.5) 5분위 63(10.9) 207(25.3) 270(19.3) 상층 0(0.0) 0(0.0) 0(0.0) 95.261(<.001) 증상층 18(3.1) 73(8.9) 91(6.5) 중하층 240(41.5) 499(60.9) 739(52.9) 하층 321(55.4) 247(30.2) 568(40.6) 합 1398 100.0 72

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 4. 변수간상관관계특성사회경제적지위인식과변수들간상관관계를분석한결과연령은.137(p<.001), 경제활동상태는.250(p<.001) 정 (+) 의상관관계를보였다. 혼인상태는 -.253(p<.001), 가구원수는 -.248(p<.001), 만성질환은 -.077(p<.01), 장해등급은 -.060(p<.05), 소득분위는 -.348(p<.001) 으로부 (-) 의상관관계를보였으며, 통계적으로유의한차이가있는것으로분석되었다 < 표 4>. 구분성별연령 성별 1 연령.143*** 1 혼인상태 혼인상태 -.127***.076** 1 가구원수 가구원수 -.085** -.214***.495*** 1 학력 학력 -.163*** -.546***.054*.244*** 1 만성질환 만성질환 -.063* -.289*** -.009.108***.259*** 1 요양기간 -.063*.031 -.004 -.040 -.018 -.048 1 요양기간 장해등급.056* -.060* -.013.024.011.062* -.488** 1 장해등급 경제활동상태 경제활동상태.101***.208*** -.082** -.171*** -.216*** -.218***.243*** -.216*** 1 소득분위 소득분위 -.311*** -.296***.157***.251***.361***.202*** -.097***.074** 1 사회경제적지위인식.026.137*** -.253*** -.248*** -.232*** -.077**.030 -.060*.250*** -.348*** 1 주 ) *: p<.05, **: p<.01, ***: p<.001 < 표 4> 변수간상관관계특성 사회경제적지위인식 5. 주관적건강상태영향요인주관적건강상태에영향을미치는요인을분석한결과 Model 1' 의경우연령이높을수록주관적건강상태가좋을확률이낮은것으로, 학력은 초졸이하 에비해 대졸이상 이 1.90배, 만성질환은 있다 에비해 없다 가 3.48배건강상태에 좋다 고영향을주는것으로분석되었다. 요양기간이 3개월초과~2 년이하일수록주관적건강상태가좋을확률이낮은것으로, 경제활동상태는 비경제활동 에비해 원직장복직 은 4.44배, 재취업 은 1.98배, 소득분위는 1분위 에비해 3분위 는 1.76배, 4분위 는 2.24 배, 5분위 는 2.43배건강상태가좋은것으로분석되었다. Model 2' 의경우연령이높을수록주관적건강상태가좋을확률이낮은것으로, 만성질환은 있다 에비해 없다 가 3.60배건강상태에 좋다 고영향을주는것으로분석되었다. 요양기간이 3개월초과~2 년이하일수록주관적건강상태가좋을확률이낮은것으로분석되었다. 경제활동상태는 비경제활동 에비해 원직장복직 은 4.03배, 재취업 은 1.94배, 소득분위는 1분위 에비해 3분위 는 1.75배, 4 분위 는 2.02배, 5분위 는 1.91배, 사회경제적지위인식은 하층 에비해 중하층 은 1.88배, 중상층 은 2.55배건강상태가좋은것으로분석되었다. Model 1과 Model 2에서모든변수가통계적으로유의한차이가있었으며, Model 1에비해 Model 2에서모형적합도가개선된것으로분석되었다. 2-1. 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 73

2 주제산재근로자의건강과삶의질 성별 연령 혼인상태 가구원수 학력 만성질환 요양기간 장해등급 경제활동 상태 소득분위 사회경제적 지위인식 < 표 5> 사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 구분 Model 1 Model 2 OR 95% CI OR 95% CI 남성 1 1 여성 1.229.844-1.790 1.113.759-1.633 20대 1 1 30대.258*.081-.824.279*.088-.886 40대.189**.061-.589.221**.071-.684 50대.162**.051-.512.180**.057-.566 60대.210**.064-.687.221*.068-.721 기타 1 1 미혼 1.682.952-2.973 1.487.833-2.655 혼인 1.503.963-2.344 1.322.840-2.079 1명 1 1 2명.973.589-1.608.896.538-1.494 3명.989.589-1.658.898.530-1.523 4명 1.072.611-1.882.944.533-1.672 5명 1.120.559-2.245 1.001.493-2.030 초졸 1 1 중졸 1.164.787-1.721 1.112.749-1.651 고졸 1.374.936-2.018 1.284.870-1.895 대졸 1.900* 1.132-3.819 1.655.987-2.801 있다 1 1 없다 3.481*** 2.613-4.637 3.605*** 2.694-4.824 3개월 1 1 3개월 <~ 6 개월.506*.294-.871.507*.293-.875 6개월 <~ 9 개월.564*.319-.996.552*.311-.980 9개월 <~ 1 년.286***.149-.546.286***.149-.550 1년 <~ 2 년.260***.130-.521.236***.116-.477 2년 <.400.134-1.187.401.134-1.196 1~3등급 1 1 4~7등급 1.213.253-5.812 1.280.262-6.261 8~9등급 3.508.732-16.804 3.682.749-18.106 10~12 등급 3.736.799-17.461 3.803.793-18.241 13~14 등급 3.949.836-18.663 4.088.843-19.832 비경제활동 1 1 원직장복직 4.445*** 2.745-7.197 4.033*** 2.476-6.570 재취업 1.985** 1.329-2.963 1.942** 1.294-2.915 자영업 1.607.865-2.986 1.475.789-2.756 1분위 1 1 2분위 1.205.780-1.862 1.231.792-1.912 3분위 1.764* 1.119-2.781 1.751* 1.106-2.773 4분위 2.240*** 1.430-3.508 2.026** 1.285-3.194 5분위 2.433** 1.460-4.056 1.915* 1.132-3.240 중상층 2.550** 1.341-4.848 증하층 1.886*** 1.417-2.509 하층 1 Wald χ2 435.434*** 456.839*** -2LogL 1461.199 1439.794 주 ) *: p<.05, **: p<.01, ***: p<.001 74

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 IV. 결론및제언 주관적계층의식은사회구조속에서스스로가자신의위치를인지하고판단하는것으로, 스스로가속한다고느끼는계층이나계급이공유하는생활양식이나태도, 행동등의실천으로이어지는데, 이는건강행동과도연결될수있다는점에서중요하다 (Baum 등, 1999). 이에본연구는산재장애인을대상으로객관적소득분위와일상적인삶에서생활양식과나와남의처지를구분하는사회경제적지위인식을범주화하여어느정도일치하는지를확인하고, 일반적특성과주관적건강상태와의관련성및사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향을분석하고자하였다. 첫째, 소득분위와사회경제적지위인식일치정도를분석한결과모든소득분위에서사회경제적지위상층으로인식하는분위는없었다. 소득1분위, 2분위, 3분위는사회경제적지위를하층으로, 소득분위 4분위, 5분위는중하층으로인식하는것으로분석되었다. 최령등 (2013) 의연구에의하면주관적계층인식 1분위는소득계층 2분위, 주관적계층인식 2분위는소득계층 2분위, 주관적계층인식 3분위는소득계층 3분위, 주관적계층인식 4분위는소득계층 3분위, 주관적계층인식 5분위는소득계층 5분위로인식하고있는것으로분석되어주관적계층인식 1분위를제외한소득계층과주관적계층인식이일치하였다. 반면, 박지은등 (2015) 의연구에의하면객관적소득1 분위와 2분위는절대다수가하위층혹은중하위층에속한다고인식하였으며, 객관적소득4 분위가구의 60.1% 와소득5 분위가구의 39.0% 가본인의가구를하위층혹은중하위층, 51.8% 는중간층으로인식하는것으로분석되어본연구와상당부분일치하였다. 또한상위소득분위에서조차지위를상층이아닌중상층이하로인식한다는것은한국에서의계층양극화현상이객관적인조건의변화보다는주관적인인식의변화를보여주는것이며 ( 조동기, 2006), 객관적소득분위대비주관적지위인식이낮게나타나는현상은남과비교되면서느끼는상대적박탈감과산업재해로기인한장애때문에격계되는심리적 경제적활동등다양한요인들로인한결과로해석된다. 특히, 산재장애인은근로소득등자산만을가지고지위를인식하기보다는개인의인식, 경제활동상태, 교육등다양한심리사회적요인을고려하여지위를인식하고있다는것을확인할수있다. 둘째, 사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향을분석한결과 Model 1과2에서연령이증가할수록, 요양기간이증가할수록주관적건강상태가좋아질확률은낮아질것으로분석되었다. 경제활동은비경제활동에비해원직장복직은 4.44배와 4.03배, 재취업은 1.98배와 1.94배주관적건강상태가높은것으로분석되었다. 소득분위는 Model 1의경우 1분위에비해 2분위는 1.20배, 3분위는 1.76배, 4분위는 2.24배, 5분위는 2.43배높은것으로분석되었으며, Model 2의경우 1분위에비해수록 2분위는 1.23배, 3분위는 1.75배, 4분위는 2.02배, 5분위는 21.91 배높은것으로분석되었다. 매개변수로사용된사회경제적지위인식은하층에비해중하층은 1.88배, 중상층은 2.55배높은것으로분석되었다. 이러한결과는연령이높을수록, 만성질환수가많을수록, 소득수준이낮을수록주관적건강상태가나빠질수있다는양동욱 (2014) 의연구와주관적계층의식이낮을수록의료비증가와주관적건강상태가나빠질수있다는선행연구와일치하였다 ( 오현복, 2010; 최령, 2013; 양동욱, 2014). 한편, 정강화 (2008) 는산재장애인을대상으로한연구에서사회적지지가낮을수록심리적건강이좋지않은것으로분석하였으며, 김미옥등 (2013) 은산재근로자의정신건강위험군요인에관한연구에서요양기간이길어질수록정신건강위험군이될가능성이더높다고분석하였다. 이러한결과는주관적건강상태에미치는영향요인들에대해상기해볼필요가있다. 본연구및 2-1. 산재장애인의사회경제적지위인식이주관적건강상태에미치는영향 75

2 주제산재근로자의건강과삶의질 선행연구결과에서객관적인사회경제적지표인학력, 경제활동, 소득분위등이영향력이크지만, 경제활동단절및원직장복직에대한불확실, 신체적 심리적수용및적응어려움등산재장애인의특수적인상황이사회경제적지위를인식하는데반영된것으로사료된다. 따라서, 산재승인과장해등급등을결정하는근로복지공단, 산재요양을담당하는공공 민간의료기관그리고산업체에서는산재근로자들의상대적박탈감을줄이고, 성공적인원직장복직 ( 재취업 ) 과사회적지지를향상시킬수있도록보건학적접근, 산재보험및보상정책, 그리고재정적인지원등이필요할것이다. 본연구의제한점으로는제3차자료만을활용함으로써패널자료의특성을반영하지못하였으며, 주관적건강상태에영향을주는산재장애인의다양한변수들을고려하지못하였다. 향후 3개년도의자료를활용시계열분석을통한사회경제적지위인식과소득분위와사회경제적지위인식의일치정도변화양상을알아보는연구도제언한다. 참고문헌 고용노동부, 2016, 2016년도산재보험제도개요 김동영. 2012. 소득수준별건강상태에따른보건의료서비스이용격차분석, 사회과학연구, 36(1):119-156. 김미옥, 2013, 산재근로자의정신건강위험군예측요인, 한국장애인복지학 22, 225-248. 김진영, 200,. " 사회경제적지위와건강의관계 : 연령에따른변화를중심으로 ", 한국사회학 41(3), 127-153. 박지은, 권순만, 2015, 객관적소득계층과주관적소득계층의불일치와건강간의연관성 : 주관적건강과우울을중심으로, 보건과사회과학 38, 95-121. 오영희, 배화옥, 김윤,. 2006, 우리나라노인의주관적건강인식과신체적및정신적기능상태의관련성연구, 한국노년학 26(3), 467-476. 오현복, 2010, 사회경제적지위에대한주관적인지가삶의질에미치는영향, 석사학위논문, 서울대학교대학원유소이 (2006). 주관적으로인지하는사회계층별건강상태및건강관리행동분석. 소비문화연구, 9(2):167-185. 윤조덕, 박수경, 박정란, 권선진, 이현주, 진혜랑, 2001, 산재보험재활사업의중장기발전전략, 한국노동연구원 1-237. 이미숙, 2009, " 고령화연구패널자료를이용한노년기건강불평등의구조분석 ", 보건과사회과학 25, 5-32. 이병훈, 윤정향, 2006, 사회계층의식의변동에관한연구, 경제와사회 70, 111-140. 이용재, 김승연. 2006. 소득계층별건강보험본인부담과이용의형평성. 사회복지정책, 24:173-199. 76

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제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2-2 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 전동일 * 요 약 본연구는산재근로자의산재재활서비스욕구를잠재프로파일분석을이용하여유형화하고욕구유형특성을분석하는데목적이있다. 분석결과산재재활서비스욕구유형은무관심형, 저욕구형, 재취업욕구형, 사회복귀형, 고욕구형이도출되었다. 무관심형은근로기간과요양기간이가장짧은비숙련산재근로자집단이며저욕구형은다섯개유형의집단의중간적인집단으로, 재취업욕구형은재취업서비스욕구만있는비숙련고령집단이었다. 사회복귀형과고욕구형은재활서비스이용률이높고요양기간도긴집단인특성을가지고있다. 이러한결과는요양초기홍보를집중할필요가있고, 첫재활서비스이용경험이후속재활서비스욕구나이용의마중물과같은역할을함을의미한다. I. 서론 본연구는산재근로자의재활서비스욕구를파악하는데있다. 서비스에대한욕구가이용으로연결되기위해다양한조건들이충족되어야하지만, 개인에따라재활서비스에대한욕구가다를수있다. 근로복지공단은다양한산재재활서비스를제공하고있다. 사회복귀를목적으로한산재재활서비스가본격적으로제공을위해다양한노력들이있어왔다. 서비스제공자는서비스별서비스비용이나절차등의차이로인해서비스내용별로구분하는경향이있다. 그러나서비스수요자는선택하지않음을포함하여본인의입장에서복수개의서비스를선택할수있다. 비용적제약이외에도시간적제약으로인해서비스이용자는서비스를무한적선택하지않는다. 또한산재재활서비스가본인의목적에부합하는지에대한정보를바탕으로서비스이용여부를선택하게된다. 또한, 서비스이용으로인해수입의감소와사회복귀까지의시간지연등기회비용이발생할수있다. 정보가충분하게제공되었다는것을전제로서비스이용자는자신의여건에따라합리적인선택을할것이다. 이러한가정하에서산재근로자의산재재활서비스에대한욕구를파악하기위해단위서비스별로접근하는것은실효성이약하다. 오히려서비스의묶음 ( 패키지 ) 별로어떠한조합으로선호가나타나는지살펴볼필요가있다. 이러한선택은모든산재재활서비스에대해선호하지않을수도있는집단이존재할수있다. 패키지 ( 욕구유형 ) 에따라구분할수있다면산재재활서비스개발이나홍보방향에대해함의를제공받을수있을것이다. * 강원대학교사회복지학과조교수 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 79

2 주제산재근로자의건강과삶의질 본연구는재활서비스욕구에대한이해를위해필요산재재활서비스를유형화하고, 산재재활서비스욕구유형별특성을분석하는데목적이있다. 이러한연구목적을달성하기위한연구문제는다음과같다. 첫째, 산재근로자의필요한산재재활서비스욕구유형은어떠한가. 둘째, 산재재활서비스욕구유형별구분되는특성이존재하는가. II. 문헌검토 1. 산재재활서비스산재재활서비스뿐아니라사회서비스는욕구와이용간의격차가크게나타나는특징이있다. 산재재활서비스에대한이용의사가있다 (felt need) 고하더라도모든산재장해인이표출 (expressed need) 하지는않는다. 일반적으로표출욕구는인지욕구보다낮은나타나는경향이있다. 산재재활서비스와같은사회서비스는기회비용을발생시킨다. 요양이종료된산재장해인이더라도산재재활서비스를이용하게되면, 취업을할수없게되거나, 여가를포기하거나시간을줄여야하기때문이다. 서비스이용하려면욕구요인 (need factors) 이외에개인적성향을나타내는소인요인 (predisposing factors) 와더불어이용할수있는동기, 재정, 시간, 장소등을의미하는가능요인 (enabling factors) 이충족되어야한다 ( 유해숙 전동일, 2008). 산재장해인이산재재활서비스를이용의향이서비스이용을의미하지않지만, 이용의향이있는필요조건으로작동한다. 산재장해인의산재재활서비스욕구는신규산재재활서비스를개발하기위해수요를예측하는데활용하여홍보계획수립, 자원배분등을할수있다는데의의가있다. 근로복지공단에서운영하는산재근로자대상산재재활서비스는 3종 13개프로그램이운영되고있다. 의료재활은집중재활, 합병증등예방관리제도, 케어센터이용이제공되며, 사회심리재활은심리상담, 희망찾기프로그램, 사회적응프로그램, 가족화합프로그램, 재활스포츠, 취미활동반, 멘토링프로그램이운영되고있다. 2008년도입된직업재활은대체인력지원금, 직장복귀지원금, 직장적응훈련비, 재활운동비지원이이루어지고있다. 구분영역산재재활서비스 산재 근로자 지원 의료재활 집중재활, 합병증등예방관리제도, 케어센터이용 사회심리재활 심리상담, 희망찾기프로그램, 사회적응프로그램, 가족화합프로그램, 재활스포츠, 취미활동반, 멘토링프로그램 직업재활 원직장복귀지원, 직업훈련, 재취업지원 기타 재활보조기기 사업주지원 * 출처 : 근로복지공단홈페이지를토대로작성 < 표 1> 근로복지공단의프로그램별산재재활서비스 대체인력지원금, 직장복귀지원금, 직장적응훈련비, 재활운동비 80

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 산재재활서비스와유사한사회서비스이용에대한유형은제공자관점의전통적인분류와이용자관점의유형화시도들로나누어볼수있다. 전통적인분류는학술적, 법률적, 실무적차원에서서비스를유형화하는사례이다. 대표적으로산재재활서비스를지원대상에따라산재근로자지원서비스와사업주지원서비스를구분하는것이며, 제공되는재활서비스의내용에따라의료재활, 사회심리재활, 직업재활로구분할수있다. 최근이용자관점에서서비스를유형화한연구는시도되고있다 ( 박경일 임혜수 권진아, 2012). 박경일외 (2012) 는 Q방법론을이용하여노인주야간보호센터이용자가선호하는서비스질에따라 1퀵서비스형, 2어머니품형, 3뽀빠이형으로구분하였다. 2. 유형화방법 : 잠재프로파일분석유형화를위한분석방법은군집분석이나 Q방법들이있다. 유형화는연구자의판단이중요하지만, 군집분석이나 Q방법에비해통계적보조지표를활용할수있다는장점이있으며, 대량의자료를분석할수있는장점이있다 1). 잠재프로파일분석 (Latent Profile Analysis; LPA) 은혼합모형의일종으로잠재집단분석의본질적으로같다. 집단내가동질적이지않으며잠재집단이있다고가정하며, 횡단자료를대상으로분석한다. 또한, EM알고리즘을이용하여최대우도법을이용하여모수를추정한다. 다만, 잠재프로파일분석은연속변수를, 잠재집단분석은범주형변수를유형화한다는차이점이있다. 이러한이유로잠재프로파일분석을 연속변수에대한잠재집단분석 (LCA with continuous latent class indicators) 으로부르기도한다 (Muthén & Muthén). 유형화를목적으로잠재프로파일분석을활용한연구를살펴보면 2개 ( 이예진외, 2014), 3개 ( 이동귀, 2009), 4개 ( 신혜숙, 2015; 노언경외, 2012), 5개 ( 이정은, 2012; 권재기, 2014) 집단으로구분해볼수있다. < 표 2> 잠재프로파일분석을활용한선행연구 연구자 유형화목적 유형 유형명명 이예진외 (2014) 유아 교사관계유형 2개 높은의존형, 낮은의존형 이동귀외 (2009) 애착유형 3개 불안정 -회피형, 안정-의존형, 양가형 신혜숙학업성취도, 공동체의식, 정서주도적적응, 인지 정서고성취, 4개 (2015) 학교행복유형인지 서저성취, 인지주도적적응 노언경외 (2012) 컴퓨터사용목적유형 4개 소통위주집단, 저사용집단, 중간사용집단, 위험집단 이정은 Poor fit, Low fit, Moderate fit, Good fit, Optimal 직장- 가정적합성유형 5개 (2012) fit 권재기자기방어방관자, 무관심방관자, 피해자, 가해동조자, 집단따돌림역할유형화 6개 (2014) 가해자, 피해-가해양가자 1) M-plus 는이용할경우소속집단확률과소속집단을도출은 5,000 사례까지분석이가능하나, 잠재집단수는그이상도산출된다. 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 81

2 주제산재근로자의건강과삶의질 잠재프로파일분석은잠재집단의수를결정하기위해 4가지기준을적용할수있다. 첫째, 정보지수는 AIC(Akaike, 1987), BIC(Schwartz, 1978), SSA BIC(Sclove, 1987) 등이있다. 값이작을수록적합도가좋다. 둘째, 통계검정량으로 LMR-LRT(Lo-Mendell-Rubin likelihood ratio test: Lo, Mendell & Rubin, 2001) 과 BLRT(bootstrap likelihood ratio test, McLachlan & Peel, 2000) 가있다. p값이.05보다작을때적합하다고판단한다. 셋째, 분류정확도로엔트로피 (entropy) 가있다. 1에가까울수록정확한것을의미한다. 넷째, 집단분류율은표본대비집단의최소비율로 5%(Jung & Wickrama, 2008)), 1%(Hill, et al, 2000)) 등이적용된다. 최소집단보다커야유용성이있다고해석한다. 본연구는 AIC, BIC, SSA BIC, LMR-LRT, 엔트로피, 최소분류율 5% 기준을적용하였다. III. 연구방법 1. 분석자료분석자료는산재보험패널조사 1차 (2013) 년도원자료이다. 산재보험패널조사는근로복지공단이 2012 년요양종결산재근로자를층화표집한 5년간의종단조사한자료이다. 분석대상은산재근로자이다. 산재재활서비스욕구에대해응답한 2,000 명의산재근로자가조사에응답하였다. 2. 연구모형본연구는산재재활서비스욕구를유형화하기위해 10가지산재재활서비스인상담, 활동, 건강, 복귀, 재취업, 직장적응, 창업, 보조기, 문화, 경제서비스에대한욕구에대해잠재집단을추출하기위한연구모형은 < 그림 1> 과같다. < 그림 1> 연구모형 82

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 3. 용어정의산재재활서비스욕구는 10가지재활서비스에대한필요정도로측정되었다. 10가지산재재활서비스는상담, 활동, 건강, 복귀, 재취업, 직장적응, 창업, 보조기, 문화, 경제서비스관련욕구이다. 상담서비스는심리상담, 가족상담지원을의미하며, 활동서비스는일상생활적응과교통, 편의시설등활동지원서비스를말한다. 건강서비스는합병증관리와운동등과같은재발방지와건강지원서비스를의미한다. 복귀서비스는원직장복귀의무화, 대체인력투입등원직장복귀지원서비스를말한다. 재취업서비스는직업훈련, 취업알선등과같이다른직장에취업을지원하는서비스이다. 직업적응서비스는사업장작업환경개선, 현장훈련등직장적응을지원하는서비스이다. 창업서비스는창업컨설팅, 점포임차비용지원등을포함한다. 보조기서비스는재활보조기기를지원을하며, 문화서비스는취업활동서비스와같은문화활동을지원하는서비스이다. 마지막으로경제서비스는경제안정을목적으로제공되는서비스를말한다. < 표 3> 산재재활서비스 구분 서비스 설명 현재제공서비스 a 상담 심리상담, 가족상담지원 심리상담, 멘토링서비스 b 활동 일상생활적응, 활동지원 희망찾기, 사회적응서비스 c 건강 재발방지, 건강증진지원 합병증등예방관리, 재활스포츠서비스 d 복귀 원직장복귀지원 원직복귀지원서비스 e 재취업 재취업지원 직업복귀지원서비스 f 직장적응 직장적응지원 - g 창업 창업지원 창업지원서비스 h 보조기 보조기관련지원 재활보조기기서비스 i 문화 문화활동지원 취미활동서비스 j 경제 경제적안정을위한지원 산재장학사업, 생활안정자금융자서비스 4. 분석방법산재재활서비스개발에있어일정한함의를제공받기위해다음과같은연구방법을사용하였다. 첫째, 산재근로자의필요한산재재활서비스욕구유형을파악하기위해잠재프로파일분석을한다. 잠재프로파일분석은개인별로산재재활서비스욕구를유형화하는데사용될수있다. 둘째, 앞에서도출된산재재활서비스욕구유형을토대로산재근로자의특성을파악하기위해그래프와 ANOVA 를이용하여집단별특성을분석하였다. 분석도구는 SPSS 19와 Mplus 6을사용하였다. 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 83

2 주제산재근로자의건강과삶의질 IV. 분석결과 1. 산재재활서비스욕구유형산재재활서비스잠재유형은잠재프로파일분석의적합도지수를통해잠재집단유형의수를선별하였다. 선별기준은정보지수, 통계검정, 분류정확도, 집단분류율을적용하였다. 첫째, 정보지수인 AIC, BIC, SSA BIC를기준으로볼때, 잠재집단의수가증가할수록양호하게나타났다. 둘째, 통계검정기준인조절우도비검증 (Lo-Mendell-Rubin Adjusted LRT test: LMR-LRT) 는모두유형이양호하게나타났다. 셋째, 분류정확도를나타내는엔트로피 (Entropy) 는 3개잠재집단일때가장양호하였다. 넷째, 집단분류율 5% 기준을적용할때모든잠재집단유형이양호하였다. 정보지수기준을적용할때, 6개모형이가장양호하며, 통계검정기준은 6개모형은제외된다. 또한분류정확도는 4개잠재모형이가장양호하며, 집단분류율 5% 기준을적용할때 6개잠재모형은제외된다. 이를종합하면, 4개와 5개잠재모형이적합할수있다. 본연구는해석적인측면을고려하여 5개잠재모형을선택하였다. 해석적요인은시장세분화하여산재재활서비스를명료화해줄수는잠재유형의수를정하였다. 3개잠재모형을선택할경우수준에따라모든산재재활서비스에대해평행선을형성하고있어실무자에게유용한정보를제공해줄수없기때문이다. 예를들어 3개잠재모형을선택할경우고욕구형 (20.1%), 중욕구형 (48.6%), 저욕구형 (31.3%) 라는정보이외에실천적인정보를제공할수없다. < 표 4> 산재재활서비스욕구유형별적합도 모형 AIC BIC SSA BIC LMR -LRT 엔트로피 제 1 집단 1 54295.776 54407.794 54344.253-100.0 제 2 집단 집단분류율 (%) 제 3 집단 제 4 집단 제 5 집단 제 6 집단 2 46978.473 47152.101 47053.612 7252.560 ***.881 58.5 41.5 3 43212.522 43447.760 43314.324 3743.181 ***.930 28.5 47.8 23.7 4 42551.926 42848.774 42680.390 674.529 **.943 28.7 40.8 16.9 13.6 5 41871.045 42229.503 42026.172 723.020 ***.924 25.7 10.0 34.3 6.9 23.1 6 41504.644 41924.712 41686.433 393.257.933 9.5 25.6 33.4 1.7 22.8 7.0 **p<.01, ***p<.001 5개잠재집단모형의산재재활서비스욕구분포를살펴보았다. 경제욕구는모든잠재집단에서높다는점을고려하여명칭을부여할때사용하지않았다. 제1집단은 25.7% 를차지하고있으며빨간색실선 ( ) 에해당된다. 전반적으로산재재활서비스에대한욕구가매우낮은잠재집단이라고볼수있어 무관심형 이라칭하였다. 제2집단은 10.0% 를차지하고있으며남색파선 ( ) 에해당된다. 재취업 ( 평균 2.5) 이외에대체로다른욕구는낮은잠재집단이라 재취업욕구형 이라명명하였다. 84

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 제3집단은가장큰규모 (34.3%) 를형성하고있으며녹색점선 ( ) 에해당된다. 이집단은제1집단의대부분의항목이 전혀필요없음 에가깝다면, 이집단은모든영역이 별로필요없음 에해당된다. 제1집단과구분하기위해 저욕구형 이라이름을부여했다 2). 제4집단은가장높은욕구를형성하는잠재집단으로 6.9% 를차지하고있으며검은색 1점쇄선 ( ) 에해당된다. 전반적으로산재재활서비스에대한욕구가높기때문에 고욕구형 이라명명하였다. 제5집단은 23.1% 를차지하고있으며보라색 2점쇄선 ( ) 에해당된다. 재취업 ( 평균 2.3), 경제 ( 평균 2.2), 건강 ( 평균 2.1) 이상대적으로높고, 다른욕구유형은 1.5점 ( 보통 ) 을중심으로분포를형성하고있었다. 이에욕구가높은서비스가경제 ( 평균 2.2) 라는공통점을고려하여 사회복귀형 으로명칭을부여하였다. 잠재집단별산재재활서비스욕구의차이를분석하기위해 ANOVA 분석을한결과모든잠재집단간욕구의차이가나타났다. 또한구체적으로잠재집단간차이를확인하기위해 Duncan 을이용한사후검증결과복귀서비스는제2집단과제3집단을제외하고, 모든잠재집단별로산재재활서비스욕구수준의차이가있는것을확인할수있었다. < 표 5> 산재재활서비스욕구별잠재집단별분포 구분 무관심형 ( 집단 1) 재취업 욕구형 ( 집단 2) 저욕구형 ( 집단 3) 고욕구형 ( 집단 4) 사회 복귀형 ( 집단 5) F 사후검증 (Duncan) 상담.084.411.968 2.235 1.419 559.520 *** 1,2,3,5,4 활동.080.376 1.047 2.574 1.585 773.103 *** 1,2,3,5,4 건강.429 1.228 1.397 2.735 2.099 430.120 *** 1,2,3,5,4 산재재활서비스욕구 복귀.068 1.050 1.038 2.610 1.855 758.306 *** 1,32,5,4 재취업.062 2.495 1.017 2.801 2.266 2,512.657 *** 1,3,5,2,4 직장적응.029.896.981 2.551 1.946 1,385.551 *** 1,2,3,5,4 창업.082.480.931 2.206 1.600 602.560 *** 1,2,3,5,4 보조기.068.257.918 2.419 1.367 586.657 *** 1,2,3,5,4 문화.306.703 1.166 2.250 1.695 370.316 *** 1,2,3,5,4 경제.454 1.505 1.491 2.743 2.173 406.401 *** 1,3,2,5,4 2) 제 1 집단 ( 무관심형 ) 과제 3 집단 ( 저욕구형 ) 은실천적, 실무적으로묶는것이명료할수있다. 제 3 집단의규모가가장커서 (34.3%) 별도의집단으로구성되었다. < 표 6> 을살펴보면, 통계적으로 3 집단모형, 4 집단모형 5 집단모형은독립적으로유지되고있으나, 2 집단모형에서무관심형과통합되는것으로볼수있다. LPA 가연구자의자의성을극복해주는장점이있으나실천적, 실무적인맥락을고려해주는것은아니라는것을확인해준다. 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 85

2 주제산재근로자의건강과삶의질 제 4 집단 제5집단제3 집단제2집단제1집단 주 1) Y 축 : 0. 전혀필요없음, 1. 별로필요없음, 2. 조금필요, 3. 매우필요주 2) X 축 : a. 상담, b. 활동, c. 건강, d. 복귀, e. 재취업, f. 직장적응, g. 창업, h. 보조기, i. 문화, j. 경제 < 그림 2> 5 개잠재집단모형의산재재활서비스욕구분포 a. 제 1 집단 : 무관심형 b. 제 2 집단 : 재취업욕구형 c. 제 3 집단 : 저욕구형 d. 제 4 집단 : 고욕구형 e. 제 5 집단 : 사회복귀형 < 그림 3> 산재근로자의산재재활서비스욕구형태 86

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2. 산재재활서비스욕구유형별특성산재재활서비스욕구유형별특성을파악하기위해나이, 학력, 요양기간, 장해등급을중심으로 ANOVA 분석하였다. 산재재활서비스욕구유형별특성을살펴보면다음과같다. 첫째, 무관심형은근로기간과요양기간이가장짧은산재근로자집단이다. 산재발생이얼마지나지않아치료나재활에집중하는시기로, 미래에대해정보나고민이시작되지않은집단으로이해할수있다. 이집단은다른유형에비해요양기간이가장짧고, 산재장해인을가장많이포함하고있으며 (22.6%), 재활서비스이용경험이가장적으며 (42.5%), 유배우율이가장높다 (73.9%). 둘째, 재취업욕구형은경쟁노동시장에서가장불리한여건에있고, 생계를위헙받는집단일가능성이높은집단이다. 재취업욕구형은나이가가장많고 (54.2 세 ), 남성비율이가장높고 (86.6%), 학력이가장낮으며 ( 평균 10.0년 ), 근로기간이 1개월미만이다수 (42.1%) 를형성하고있는집단이다. 셋째, 저욕구형은눈에띄는특징을보이지않는중간적인집단이다. 남성의비율, 학력, 요양기간, 장해비율, 유배우율등이 5개집단중 3번째를차지하고있고집단이다. 반대로저욕구형은다양한이질적인개인들이모여있는집단들의평균치를보여주는결과일수도있고, 관측되지않은제3의요인이있을수있음을의미한다. 넷째, 고욕구형은사회복귀준비가되어있는산재근로자집단이다. 이들은요양이후를준비하는집단이라할수있다. 또한이집단은나이가상대적으로가장젊고 ( 평균 49.6세 ), 학력이가장높고 ( 평균 11.5년 ), 요양기간이가장길고, 재활서비스이용경험이가장많은집단 (61.8%) 이다. 다섯째, 사회복귀형은고욕구형다음으로재활서비스이용률 (58.1%) 이높고요양시간이고욕구형다음으로긴집단으로이해할수있다. 사회복귀형은나이는 5개집단중중간에속하며, 남성이차지하는비율이가장낮으며 (82.3%), 산재장해인의규모가가장적고 (12.5%), 유배우자율이가장낮은 (65.0%) 집단이다. 고욕구형, 사회복귀형, 재취업욕구형은산재재활서비스욕구가높은집단에속한다. 이중재취업욕구형은나이나학력등인적자본의취약성으로복귀에특화되어욕구가높은집단으로이해할수있다. 다만세집단은강도의차이는있으나, 고욕구형은대부분의산재재활서비스에, 사회복귀형은활동, 건강, 복귀관련산재재활서비스에, 재취업욕구형은복귀관련산재재활서비스에관심이높다는차이가있다. 무관심형과저욕구형은산재재활서비스에관심이적은집단으로동질성이높은집단으로이해할수있다. < 표 6> 산재재활서비스욕구유형별특성 1 ( 단위 : %) 구분 무관심형 ( 집단 1) 재취업욕구형 ( 집단 2) 저욕구형 ( 집단 3) 고욕구형 ( 집단 4) 사회복귀형 ( 집단 5) N 513 202 686 136 463 F 사후검증 (Duncan) 나이 50.189 54.183 52.106 49.632 51.786 6.324 *** 41,153,2 학력 11.271 9.960 10.784 11.544 10.533 8.877 *** 2,53,31,14 요양기간 2.275 2.579 2.624 2.993 2.724 13.968 *** 1,235,4 장해등급 9.294 9.564 9.475 9.000 9.743.855 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 87

2 주제산재근로자의건강과삶의질 구분무관심형재취업욕구형저욕구형고욕구형사회복귀형 437 175 581 112 381 남 (85.2) (86.6) (84.7) (82.4) (82.3) 성별 76 27 105 24 82 여 (14.8) (13.4) (15.3) (17.6) (17.7) 장해유유무 397 165 566 117 405 무 (77.4) (81.7) (82.5) (86.0) (87.5) 재활서비스이용이용여부 295 86 336 52 194 미이용 (57.5) (42.6) (49.0) (38.2) (41.9) 혼인유배우자상태 134 63 185 44 162 무배우자 (26.1) (31.2) (27.0) (32.4) (35.0) 1개월미만근로 174 73 195 60 158 1년미만기간 (33.9) (36.1) (28.4) (44.1) (34.1) 1년이상 3개월이하요양 3~6개월이하기간 109 58 159 34 123 6~9개월이하 (21.2) (28.7) (23.2) (25.0) (26.6) 9~12 개월이하 116 218 379 132 207 111 236 57 37 116 139 85 44 28 84 32 120 350 501 234 257 106 287 134 19 84 92 41 35 15 48 39 58 269 301 160 145 62 171 107 (22.6) (42.5) (73.9) (25.7) (40.4) (21.6) (46.0) (11.1) (18.3) (57.4) (68.8) (42.1) (21.8) (13.9) (41.6) (15.8) (17.5) (51.0) (73.0) (34.1) (37.5) (15.5) (41.8) (19.5) (14.0) (61.8) (67.6) (30.1) (25.7) (11.0) (35.3) (28.7) (12.5) (58.1) (65.0) (34.6) (31.3) (13.4) (36.9) (23.1) 계 < 표 7> 산재재활서비스욕구유형별특성 2 513 (100.0) 202 (100.0) 686 (100.0) 136 (100.0) 463 (100.0) 계 1686 (84.3) 314 (15.7) 350 (17.5) 1650 (82.5) 1037 (51.9) 963 (48.2) 1412 (70.6) 588 (29.4) 652 (32.6) 660 (33.0) 688 (34.4) 322 (16.1) 826 (41.3) 483 (24.2) 369 (18.5) 2000 (100.0) ( 단위 : %) 3.019 18.484 ** 33.285 *** 12.463 * 45.372 *** 55.261 *** V. 결론 본연구는산재근로자의산재재활서비스욕구를유형화하고, 욕구유형별특성을분석하는데목적이있다. 이를위해잠재프로파일분석을통해산재재활서비스욕구를유형화하고, 각유형의특징을분석하였다. 분석결과는다음과같다. 첫째, 산재근로자의산재재활서비스유형은 5개유형인무관심형, 저욕구형, 재취업욕구형, 사회복귀형, 고욕구형이도출되었다. 무관심형 (25.7%) 은산재재활서비스에대한욕구가매우낮은잠재집단으로, 가장큰규모를차지하는저욕구형 (34.3%) 과수준차이는있으나유사한형태를가지고있고실무적으로같은집단으로취급하여도될것으로판단된다. 재취업욕구형 (10.0%) 은재취업서비스에대한욕구가상대적으로높고다른서비스에관심이적은잠재집단이다. 또한, 사회복귀형 (23.1%) 은재취업 ( 평균 2.3), 경제 ( 평균 2.2), 건강 ( 평균 2.1) 이상대적으로높은잠재집단이며, 고욕구형 (6.9%) 은산재재활서비스전반에대한관심이높은잠재집단으로구분할수있다. 88

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 둘째, 5개유형별특성을살펴보았다. 무관심형은근로기간과요양기간이가장짧은특성이있으며, 산재장해인을가장많이포함하고있으며재활서비스이용경험이가장적고유배율이가장높은잠재집단이다. 저욕구형은다섯개유형의집단의중간적인집단으로, 남성의비율, 학력, 요양기간, 장해비율, 유배우율등이중간에속한다. 재취업욕구형은잠재집단중가장나이가많고, 학력이낮으며, 근로기간이 1개월미만이다수를차지하고있다. 사회복귀형은고욕구형다음으로재활서비스이용률이높고요양기간도긴편이며, 남성비율이가장낮고, 산재장해인과유배우자율이가장낮다. 마지막으로고욕구형은상대적으로가장젊고학력이높고, 요양기간이가장길고, 재활서비스이용경험이많은집단이다. 이러한결과를토대로산재재활서비스욕구유형에대한함의와시사점을제공해준다. 첫째, 산재재활서비스는재활서비스욕구하위유형이존재할것이다. 이를통해산재재활서비스는특정한산재재활서비스에한정되어선호도집단이형성될수있음을의미한다. 이러한접근법은산재재활서비스를파편적으로접근하는방식에서종합적인조합의욕구로이해될수있다는시각을제공한다. 둘째, 산재재활서비스의개발방향에시사점을얻을수있을것이다. 산재재활서비스는장해중증도나성별, 또는산업분야에따라산재재활서비스에대한다른지향점을가질수있음을의미한다. 이는개발방향에있어다양한하위유형을고려함과동시에주된홍보대상을타켓팅할수있음을의미한다. 셋째, 급성기이후요양초기에본인이나가족을대상으로산재재활서비스에대한홍보가집중될필요가있다. 무관심형은요양기간이짧은특징이있다. 이는산재재활서비스에대해이용의사가없는경우도있을수있지만, 산재재활서비스를인지하지못하거나이용할여유가없을수도있다. 넷째, 비숙련고령산재근로자는재취업서비스를우선적으로홍보또는권장이필요하다. 재취업욕구형은특이하게재취업서비스에대한욕구가높은집단이다. 재취업욕구형의특성은고령이면서저학력이며근로기간이짧은것이특징이다. 주로단순노무직등비숙련직종에종사한집단일가능성이높은데이들집단의재활서비스욕구에따라특정한서비스를권유하는게효과적일수있다. 다섯째, 산재재활서비스이용경험이전반적인산재재활서비스에대한신뢰를높이고산재재활서비스욕구와이용률을높일가능성이높다. 산재재활서비스욕구가높은잠재집단인고욕구형이나사회복귀형은재활서비스이용경험이높은집단이며요양기간이다른잠재집단에비해높았다. 이는재활서비스이용경험이후속재활서비스욕구나이용의마중물과같은역할을함을의미할수있다. 또한요양기간이길수록재활서비스이용할기회가많아진결과일수도있다. 후속연구를위한몇가지제언을하였다. 첫째, 유형화는실천적, 실무적으로유용성이높다는점을고려할때다양한시도들이필요하다. 이용자중심형서비스가제공되기위해산재재활서비스욕구유형화와더불어산재재활서비스이용행태에대한유형화가필요하다. 산재재활서비스욕구가있더라도서비스이용까지연결될수있는것이아닐수있다. 또한실천적, 실무적으로서비스전달체계, 서비스효과등에대한후속연구가활성되어야한다. 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 89

2 주제산재근로자의건강과삶의질 둘째, 분석방법의확장이필요하다. 본연구는 1차자료를기반으로산재재활서비스욕구유형을중심으로살펴보았으나, 종단적변화도중요하게고려될필요가있다. 또한표본크기에따라유동적인잠재집단의수에대한방법론적개선이필요하다. 셋째, 산재재활서비스욕구유형을설명하는요인을분석할필요가있다. 요양기간이나근로기간을포함하여잠재집단에공변량을설정하는분석한다면산재재활서비스욕구집단을단명하게설명할수있을것으로기대된다. 넷째, 본연구는산재재활서비스욕구유형중저욕구형의특징을발견하지못하였다. 특징이없다는것은이질적인개인들의평균치를보여주는결과일수있다. 또는본연구에서고려하지못한제3의공통요인이있을수있다. 산재재활서비스제공에있어이들집단을우선지원대상에서제외될수있으나, 학술적으로이들집단이왜욕구가적은지, 이들집단의특성이무엇인지후속연구가필요하다. 참고문헌 권재기, 2014, 초등학생의집단따돌림역할자분석 : 잠재프로파일탐색, 특성예측및종단적변화양상분석, 한국아동복지학 45: 1-37. 권재기 정미경, 2012, 학령후기학교적응프로파일과관련된개인, 가정환경변인의단기종단적분석 : 잠재프로파일분석을이용하여, 아동교육 21(3): 147-167. 노언경 홍세희, 2012, 청소년의컴퓨터사용목적에따른잠재프로파일분류및관련변인들의영향력검증, 한국청소년연구 23(3): 51-76. 박경일 임혜수 권진아, 2012, 노인주 야간보호센터이용자의서비스질선호유형에관한인식연구 : Q방법론을적용한 PZB의서비스질구성차원을중심으로, 노인복지연구 56: 249-274. 신택수, 2010, 종단프로파일분석과군집분석을이용한잠재집단연구 : 성장혼합모형과비교를통하여, 교육평가연구 23(3), 641-664. 신혜숙, 2015, 초등학생의학업성취도, 공동체의식, 학교행복에관한잠재프로파일분류및영향요인탐색, 교육평가연구 28(1), 53-76. 유해숙 전동일, 2008, 장애인복지서비스이용현황과요인, 재활복지 12(1), 1-17. 이동귀 이수란 김혜영, 2009, 잠재적프로파일분석을통한애착유형분류, 한국심리학회지 : 사회및성격 23(1), 55-67. 이예진 신유림, 2014, 잠재프로파일분석을통한유아- 교사관계에관한종단연구, 유아교육연구 34(5), 187-205. 이정은 (2012). 미취학자녀를둔여성근로자의직장- 가정적합성 : 잠재프로파일분석을통한유형분류, 가족과문화 24(1): 71-104. 90

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 Hill, K. G., White, H. R., Chung, I. J., Hawkins, J. D., & Catalano, R. F., 2000, Early Adult Outcomes of Adolescent Binge Drinking: Person-and Variable- Centered Analyses of Binge Drinking Trajectories. Alcoholism: Clinical and Experimental Research, 24(6): 892-901. Jung, T. & Wickrama, K. A. S., 2008, An introduction to latent class growth analysis and growth mixture modeling, Soc Pers Psychol Compass 2: 302-307. Lo, Y., Mendell, N., & Rubin, D., 2001, Testing the number of components in a normal mixture. Biometrika 88: 767-778. McLachlan, G. J. & Peel, D., 2000, Finite mixture models. New York: Wiley. Muthen, L. K. & Muthen, B.O., 1998-2010, Mplus User s Guide. Sixth Edition. Los Angeles, CA: Muthen & Muthen Schwartz, G., 1978, Estimating the dimension of a model. The Annals of Statistics 6: 461-464. Sclove, L., 1987, Application of model-selection criteria to some problems in multivariate analysis. Psychometrika 52: 333-343. 2-2. 산재근로자의산재재활서비스욕구유형 91

2 주제산재근로자의건강과삶의질 < 부록 > 잠재집단수별산재재활서비스욕구분포 수 욕구분포 2 3 4 5 주 1) Y 축 : 0. 전혀필요없음, 1. 별로필요없음, 2. 조금필요, 3. 매우필요주 2) X 축 : a. 상담, b. 활동, c. 건강, d. 복귀, e. 재취업, f. 직장적응, g. 창업, h. 보조기, i. 문화, j. 경제 92

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2-3 한국산재환자들의라이프스타일특성과 건강위험요인의집단계층분석 최완석 *, 문옥곤 **, 염동문 *** 요 약 본연구의목적은산재근로자의건강행동유형프로파일을탐색하고, 프로파일에나타난집단별특성을살펴보는것이다. 본연구는근로복지공단의산재보험패널조사 2차년도자료를분석하였다. 산재보험패널조사는산재보험의중장기정책수립및사업효과성평가를위한기초통계자료구축을위해서전국적으로층화계통추출에의해요양을종결한산재근로자 2,000 명을선정하여 2013 년부터자료를구축하고있다. 본연구에서는 2차년도패널자료에조사된 1,803 명을대상으로분석하였다. 본연구에서는산재근로자의건강행동유형의프로파일을탐색하기위하여, 평균일주일운동일, 하루평균수면시간, 하루평균흡연개수, 평소음주횟수의 4개지표를구성하였다. 산재근로자의건강행동유형프로파일을탐색하기위하여잠재프로파일분석 (LPA) 을적용하여잠재계층을최종, 건강챙김형, 잠재적위험형, 고위험 3개로결정하였다. 유형 1은 건강챙김형 (13.3%, 240명 ) 으로정하였다. 이집단은평균 1주운동일수가가장많았으며, 하루평균흡연갯수와평소음주회수가제일낮은수준으로나타났기때문에, 다른유형에비해건강을위해노력하는 건강챙김형 으로명명하였다. 유형 2는 잠재적위험형 (47.1%, 850명 ) 으로정하였다. 이집단은하루평균흡연갯수는낮은수준이며, 평소음주횟수는중간정도로나타났지만, 평균 1주운동일수가제일낮은수준으로나타났기때문에잠재적위험형으로명명하였다. 유형 3은 고위험형 (39.6%, 713명 ) 으로정하였다. 이집단은평균주운동일은잠재적위험형보다는높지만낮은수준으로나타났으며, 하루평균흡연갯수와평소음주횟수가제일높게나타나고위험형으로명명하였다. 산재근로자의건강행동유형집단별특성을분석한결과, 건강챙김형을기준으로잠재적위험형을비교하면, 나이가적을수록, 사회경제적지위와생활만족도가낮을수록, 취업이미취업상태에비해잠재적위험형에속할가능성이높게나타났다. 그리고건강챙김형을기준으로고위험형을비교하면, 남성이여성에비해, 취업이미취업상태보다, 만성질병이없는경우, 나이가적을수록, 사회경적지위와생활만족도가낮을수록고위험형에속할가능성이높게나타났다. 그리고잠재적위험형을기준으로고위험형을비교하면, 남성이여성에비해, 만성질병이없는경우, 나이와사회경제적지위가낮을수록고위험형에속할가능성이높게나타났다. 이연구결과는요양을마친산재근로자에대해유사집단별로각각의건강증진향상을위한중재가필요하다는것을제시해준다. Key Words: 산업재해, 집단계층분석, 알코올섭취, 수면시간, 흡연, 운동시간 * 한국국제대학교 ** 호원대학교 *** 교신저자 ( 한국국제대학교사회복지학과 ) 2-3. 산재근로자들의건강행동유형에관한잠재프로파일분석 93

2 주제산재근로자의건강과삶의질 I. 서론 생명관점의폭넓은방법에대한필요성이넓게인식되고있습니다. 그러나이발전은방법론적문제의대부분을제공하고있습니다. 근본적도전은수많은건강행동에대한분석및표현방법에우려를표하며도전은건강관련행동의내용을조사하고수집하기위해통계절차를사용하여해결한다 (Abel, 1991). 운동, 수면, 흡연및알코올섭취와같은라이프스타일요인은건강상태를결정하는데중요한역할을한다 (Goh VH 2007). 신체비활동, 흡연및알코올섭취와같은행동요인은비용이많이들며 (Scarborough et al., 2011) 만성질병과조기사망률의중요한요인이다 (WHO, 2008). 많은연구자들은운동 (Hourigan 2008, Yoshimura 2003), 흡연 (Kanis 2005, Vestergaard 2003) 및알코올섭취 (Berg 2008, Mukamal 2007) 와같은습관은건강에대해잠재적인변화및위험요인이될것이라고하였다. 연구와정책은특정행동에만집중하는경향이있는데, 정책및알코올연구는정책및담배통제연구에서상대적으로고립 (isolation) 상태에서앞서갔다 (Department of Health, 2010; Home Office, 2012). 하지만라이프스타일은다양한행동들을포함하며성인들은정부가추천하는건강행동을경험하는데에실패할수있 (NHS Information Centre, 2011). 그리고많은성인들이건강위험요인관련행동들을하고있다 (Coups et al., 2004; Mistry et al., 2009; Poortinga, 2007). 친화성또는일치성 (agreeableness) 은또한운동, 수면의효과및질 (quality), 음주및장애 (disorders) 와관련이없다 (Ruiz 2003). 건강강화 (health-enhancing) 및건강손상 (health-damaging) 사이의관계를규명하는연구들이있다. 몇연구들은흡연이나알코올등의건강손상행위가건강증진행동에최소한의개입과관련이있음을시사한다 (Kulbok, Earls & Montgomery 1988; Nutbeam et d. 1989). 건강행동의수의증가는장애가능성이감소와관련이있다 (Liao WC 2011). 교육프로그램은라이프스타일행동을변화시킬수있으며특히, 크게본질적으로운동을증가시키고 BMI를감소시킴으로써스트레스와수면장애를줄일수있다 (Merrill RM 2007). 건전한라이프스타일실천은건전한정신건강상태와밀접한관련이있으며 (Suda M 2007), 의학적측면에서볼때, 참가자중높은천연킬러세포 (natural killer cell) 활성은건전한건강행동이 CD16+, CD57- subset 을포함하는자연살해세포의세포용해잠재성을증가시킨다는것을보여준다 (Kusaka Y 1992). 알코올소비와흡연사이는양의상관관계가있지만, 흡연은또한개입과평가를필요로하는다양한위험요소의집합체 (array와관련이있다. 흡연자를특징짓는사망률 (mortality) 과이환율 (morbidity) 의증가는수면과신체활동의개선에의해잠재적으로감소될수있다 (Strine TW 2005). 한편, 여성이남성에비해투통에더민감할지라도여성과남성은운동, 흡연, 음주와같은두통관련요인을공유하고있다 (Yokoyama M 2009). 다양한집단에대한운동, 흡연, 음주와같은라이프스타일관련요인들의상호관계를규명하는것이필요한데, 아직까지산재환자들을대상으로한이러한연구는거의없다. 따라서본연구에서는한국산재패널에서제공하는 2012년도데이터를바탕으로요양을마친산재환자 1083명을대상으로연구를진행하였다. 94

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 II. 연구방법 1. 연구대상본연구는근로복지공단의산재보험패널조사 2차년도자료를분석하였다. 산재보험패널조사는산재보험의중장기정책수립및사업효과성평가를위한기초통계자료구축을위해서전국적으로층화계통추출에의해요양을종결한산재근로자 2,000 명을선정하여 2013 년부터자료를구축하고있다. 본연구에서는 2차년도패널자료에조사된 1,803명을대상으로분석하였다. 2. 분석자료 1) 건강생활지표본연구에서는산재근로자의건강행동유형의프로파일을탐색하기위하여, 평균일주일운동일, 하루평균수면시간, 하루평균흡연개수, 평소음주횟수의 4개지표를구성하였다. 2) 특성변인산재근로자의건강행동유형을분석한이후, 유형별특성을살펴보기위해다음과같은특성변인을시용하였다. 특성변인은성별 ( 여자 =0), 나이, 학력, 배우자유무 ( 없음 =0), 고용상태 ( 미취업 =0), 사회경제적상태, 만성질환유무 ( 없음 =0), 생활만족도를사용하였다. 생활만족도는산재보험패널조사표에가족의수입, 여가생활, 주거환경, 가족관계, 친인척관계, 사회적친분관계에대한만족도의 6개의항목으로제시되어있다. 제시된각문항은리커트척도 (1= 매우만족, 5= 매우불만족 ) 로구성되어있어역문항처리하였으며, 이들 6가지하위차원에대한평균값을사용하였기때문에점수가높을수록생활만족이높은것을의미한다. 특성변인에대한분석결과는 < 표 1> 과같다. < 표 1> 특성변인의분석결과 특성구분명 % 특성구분명 % 성별 배우자유무 고용상태 만성질병유무 나이 생활만족도 남 1,514 84.0 ( 단위 : %) 무학 69 3.8 여 289 16.0 초졸 300 16.6 무 520 28.8 학력중졸 345 19.1 유 1,283 71.2 고졸 814 45.1 미취업 358 19.9 대졸이상 275 15.3 취업 1,445 80.1 사회 하층 711 39.4 무 1,413 78.4 경제적 중층 965 53.5 유 390 21.6 지위 상층 127 7.1 최소 =18, 최대 =76, M=50.54, sd=11.113 최소 =1, 최대 =5, M=3.27, sd=0.519 2-3. 산재근로자들의건강행동유형에관한잠재프로파일분석 95

2 주제산재근로자의건강과삶의질 3) 분석방법본연구는산재근로자의건강행동유형프로파일을탐색하고, 프로파일에나타난집단별특성을살펴보는것이연구의목적이다. 이를위하여분석프로그램은 Mplus 5.21과 SPSS 20.0을활용하였다. 먼저, 산재근로자의건강행동유형프로파일을탐색하기위하여 4가지자료를모형에투입하여잠재프로파일 (LPA: Latent Profile Analysis) 을실시하고, 프로파일을탐색한후에는각프로파일에서나타난집단별특성을분산분석및다항로지스틱회귀분석을적용하는 2단계로진행되었다. 잠재프로파일분석은평균과분산의독특한프로파일추정하는데탁월하며 (Muthén and Muthén, 2000), 잠재프로파일간의구별을최적화하고모수치의추정을정확하게할수있는장점이있다 (Michael and Graham, 2008). 즉, 전통적인집단분류방법과비교하여등분산의가정과같은척도에따른제약이없으며, 모형을기반으로하여모집단에대한통계적인모형을설정할수있다. 본연구에서는선행연구 (Iwamoto, Corbin and Fromme, 2010; Luyckx et al., 2008) 에서추천하는 3가지준거 (criteria) 를사용할것이며, 첫째, 정보적합도 (information index) 중에서우수하다고밝혀진 BIC(Bayesian Information Criterion) 와 SSABIC(Sample-Size Adjusted Bayesian Information Criterion) 을이용하여잠재프로파일에따른계층의수를확인할것이다. BIC와 SSABIC 는지수가낮을수록적합도가좋다 ( 권재기 2012- 영문인용 ). 둘째, 대립가설과영가설간의통계검증을실시하는 BLRT(bootstrap likelihood ratio test) 를활용할것이며, BLRT 는 p<0.05 일때, 대립가설을지지한다. 셋째, 잠재프로파일의계층에대한실질적인유용성을평가하기위해표본대비계층의최소비율을적용할것이다. 최소비율은선행연구마다기준이다르지만, Jung과 Wickrama(2008) 은모든계층이표본수의최소 5% 이상을기준으로보았고, Hill 외 (2000) 는표본수의 1% 이상이면계층별비교가가능하다고보았다. III. 연구결과 1. 건강행동유형에대한잠재프로파일분석결과 1) 잠재프로파일모형결정산재근로자의건강행동유형프로파일을탐색하기위하여먼저, 잠재프로파일분석 (LPA) 을적용하여잠재계층을결정하였고, 다음으로결정된잠재계층의집단별특성을기술하였다. 산재근로자의건강행동유형프로파일을확인하기위해잠재프로파일분석을실시한결과, < 표 2> 에나타난바와같이 1개 ~5개하위유형 ( 계층 ) 을가진모형이측정되었다. 주어진조건별결과를살펴볼때, 1개 ~5개하위유형의솔루션을통틀어서부수적 / 개념적인의미를고려하여최종하위유형수를결정하였다. < 표 2> 에제시된 4가지적합도지수와잠재계층분류율에따라총체적으로살펴보면, 5계층솔류션은 LMR과 BLRT 에서대립가설이채택되지못하였으며 (p>.05), 잠재계층분류율에서 1% 미만인층이나타났다. 그리고 BIC와 sabic, LMR과 BLRT, 잠재계층분류율의 5가지준거를기준으로 4계층이가장적당하다고할수있지만, 3과 4계층에대한그래프를통해서확인한결과 3개계층솔류션이더의미있는유형으로구분이가능하여최종적으로선택하였다. 96

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 표 2> 적합도지수와잠재계층분류율 ( 단위 : %) 모형 BIC sabic LMR BLRT 잠재계층분류율 % 1 2 3 4 5 1-class 26358.645 26333.230 na na 100 2-class 24580.051 24538.750 0.0000 0.0000 60.5 39.5 3-class 24362.456 24305.271 0.0000 0.0000 13.3 47.1 39.6 4-class 23380.760 23307.690 0.0000 0.0000 42.5 13.0 27.6 16.9 5-class 23709.919 23620.964 0.9725 1.0000 0.4 14.5 45.5 32.8 6.7 * n=1,803 / na = not applicable. 2) 프로파일집단별특성산재근로자를대상으로 4가지지표에따라건강행동유형프로파일분석을실시한결과, 확인된건강행동유형프로파일을다음 < 그림 1> 과같이제시하였다. 그리고도출된건강행동유형프로파일의각하위유형집단의특성을관찰하여집단을명명하였다. 집단명부여시가독성을높이기위해선행연구에근거하여집단을간략화시켰다. < 그림 1> 에서유형 1은 건강챙김형 (13.3%, 240명 ) 으로정하였다. 이집단은평균 1주운동일수가가장많았으며, 하루평균흡연갯수와평소음주회수가제일낮은수준으로나타났기때문에, 다른유형에비해건강을위해노력하는 건강챙김형 으로명명하였다. 유형 2는 잠재적위험형 (47.1%, 850명 ) 으로정하였다. 이집단은하루평균흡연갯수는낮은수준이며, 평소음주횟수는중간정도로나타났지만, 평균 1주운동일수가제일낮은수준으로나타났기때문에잠재적위험형으로명명하였다. 유형 3은 고위험형 (39.6%, 713명 ) 으로정하였다. 이집단은평균주운동일은잠재적위험형보다는높지만낮은수준으로나타났으며, 하루평균흡연갯수와평소음주횟수가제일높게나타나고위험형으로명명하였다. < 그림 1> 프로파일집단 ( 잠재프로파일분석결과 ) 결정된산재근로자의건강행동유형프로파일의 4 가지지표에따른차이분석결과는 < 표 3> 과같 다. 4 가지지표에따라집단별로모두유의한차이가나타났다 (p<.001). 2-3. 산재근로자들의건강행동유형에관한잠재프로파일분석 97

2 주제산재근로자의건강과삶의질 < 표 3> 지표에따른건강행동유형프로파일의집단별차이 ( 단위 : %) 집단프로파일지표 건강챙김형 (n=240) 잠재적위험형 (n=850) 고위험형 (n=713) 전체 (n=1,803) 평균주운동일 5.90(1.038).88(1.212) 1.46(2.127) 1.77(2.304) 921.922*** 하루평균수면시간 6.45(1.116) 6.82(1.162) 6.84(1.106) 6.78(1.141) 11.664*** 하루평균흡연갯수.05(.227).10(.297) 2.44(.530) 1.02(1.22) 7500.798*** 평소음주횟수 1.15(1.422) 1.62(1.502) 2.51(1.496) 1.91(1.574) 105.641*** * 평균 ( 표준편차 ) ***p<.001 F 2. 산재근로자의건강행동유형집단별특성예측산재근로자의건강행동유형별특성을예측하기위하여준거집단으로건강챙김형, 잠재적위험형을각각적용한다항로지스틱회귀분석을실시한결과는 < 표 4> 와같다. 분석결과, 건강챙김형을기준으로잠재적위험형을비교하면, 나이가적을수록, 사회경제적지위와생활만족도가낮을수록, 취업이미취업상태에비해잠재적위험형에속할가능성이높게나타났다. 그리고건강챙김형을기준으로고위험형을비교하면, 남성이여성에비해, 취업이미취업상태보다, 만성질병이없는경우, 나이가적을수록, 사회경적지위와생활만족도가낮을수록고위험형에속할가능성이높게나타났다. 그리고잠재적위험형을기준으로고위험형을비교하면, 남성이여성에비해, 만성질병이없는경우, 나이와사회경제적지위가낮을수록고위험형에속할가능성이높게나타났다. 준거집단 건강챙 김형 잠재적 위험형 < 표 4> 건강행동유형의집단별특성 ( 단위 : %) 비교집단 예측변인 잠재적위험형 고위험형 B Wald odd b Wald odd 성별 -.237 1.745.789*** 3.944 55.640 51.649*** 나이 -.021 5.238.979*** -.036 13.812.965*** 최종학력 -.098 1.202.906*** -.155 2.640.857*** 배우자유무.291 2.376 1.338***.037.034 1.037*** 고용상태 1.229 47.936 3.416*** 1.329 45.475 3.776*** 만성질병유무 -.322 3.442.725*** -.768 15.945.464*** 사회경제적지위 -.487 11.504.615*** -.740 22.944.477*** 생활만족도 -.421 5.887.656*** -.615 11.279.540** 성별 4.182 67.380 65.470*** 나이 -.015 5.040.985*** 최종학력 -.056.725.945*** 배우자유무 -.255 3.544.775*** 고용상태.100.400 1.105*** 만성질병유무 -.446 9.477.640*** 사회경제적지위 -.253 5.562.777*** 생활만족도 -.194 2.543.824*** *p<.05; **p<.01; ***p<.001 준거변수 : 성별 ( 여성 =0), 배우자유무 ( 무 =0), 고용상태 ( 미취업 =0), 만성질병유무 ( 무 =0) 98

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 IV. 고찰 전체적으로이러한결과는산재환자들에서일어나는건강위험행동과라이프스타일의중요한패턴을보여주었다. 이패터닝신체활동, 수면, 흡연과음주등여러가지요소를연결하는데도움을준다. 또한, 우리의분석결과요양을완료한산재근로자의세가지행동패턴을확인했다. 특히건강위험행동의역할을강조하여, 산업재해노동자들사이에서복잡한생활패턴을조사하기위해우리의첫번째연구이다. 이러한분석은연구자들로하여금노동자들에대한건강증진전략을이해할수있게하고이러한사람들의건강관련요구사항에대해중요한통찰력을제공한다. 한편이연구에서는이와같은복잡한관계를이해할수있도록집단계층분석 (LCA) 과같은정교한분석도구를사용했다. 이러한통찰력은로지스틱또는선형회귀분석과같은데이터분석에대한일반적인통계방법의제한이있는상황에서는불가능하다. 우리의결과에서산업재해노동자들, 일부집단은흡연, 음주와같은건강위험행동및운동등에있어서개선을필요함을보여주었다. 여기에서평가된운동, 수면및건강위험행동 ( 흡연, 알코올섭취 ) 는집단별로차이가있었는데어떤집단은위험행동이낮고어떤집단은위험행동이높은수치를보였다. 산업재해근로자에대한건강증진의다양한전략은분명히필요하다. 우리의연구대상에서, 피험자의약 13 % 가건강챙김형 (health conscious) 으로분류하고, 47 % 는잠재적위험형 (poor lifestyle) 로분류하고, 40 % 는고위험형 (high risk) 으로분류하였으며고위험은위험행동및라이프스타일의위험성이상승되었음을보여준다. 이연구대상에서잠재적위험형과고위험형에게가장적합한중재방법이건강챙겸형에게가장적합한중재방법과크게다를지라도, 잠재적위험형과고위험형에게건강관련중재가가장필요할것이다. 분석결과, 먼저건강챙김형을기준으로잠재적위험형을비교하면, 나이가적을수록, 사회경제적지위와생활만족도가낮을수록, 취업이미취업상태에비해잠재적위험형에속할가능성이높게나타났다. 서로다른사회경제적집단에미치는영향은불확실하지만, 담뱃값인상을중지하고청소년이흡연을시작하는것을감소시키는것이효과적이다 (Godfrey 2009). 알코올소비가알코올가격과반비례하며가격인상은치명적인교통사고및음주운전을낮추는데효과적이다 (Purshouse 2009, Scottish Health 2007). 그러나, 젊은성인과청소년들사이에서폭음과알코올소비에가격을증가시키는효과에대한증거는미약하다 (Booth 1999, Brennan 2008). 바람직하지않은건강효과에대해서담배와술소비는특히중간소득및저소득국가에서개인과사회에경제적부담을준다. 스리랑카성인남성의경우애주가및흡연자는알코올및담배에자신의월소득의 40 % 를소비한다 (De Silva2011). 총지출은소득수준의감소로떨어졌다 ; 가장낮은저소득계층에서자신의수입의가장큰비율을담배와알코올과같은물질에소비했다 (Lombardo S 2013). 유럽에서프랑스에서는낮은교육수준, 실업, 1 인가정, 육체노동자및사별은흡연위험의증가와관련이있다 (Galea 2004, Guilbert 2001, Haustein 2006). 그러나이연구에서실업자집단은흡연과음주를덜하였고교육수준은건강위험행동과관련이없었다. 그리고건강챙김형을기준으로고위험형을비교하면, 남성이여성에비해, 취업이미취업상태보다, 만성질병이없는경우, 나이가적을수록, 사회경제적지위와생활만족도가낮을수록고위험형에속할가능성이높게나타났다. 흡연은남녀모두저소득층과관련이있으며 (Baumann 2007) 남성은여성보다니코틴함량이많은담배를선호하여혈중니코틴농도가여성보다높다 (Zeman 2002). 남성은여성보다향정신의약 (psychotropic drugs) 의존성이덜하며남성이여성보다알코올섭취가 3 배가량많다 (Alonso 2004, Laget 2000). 또한남성은여성보다알코올섭취가많고알코올관련문제도더많다. 남자는알코올소비와문제에대한명백한특정위험요소에여성보다더많은가능성이있을것으로보인다. 그리 2-3. 산재근로자들의건강행동유형에관한잠재프로파일분석 99

2 주제산재근로자의건강과삶의질 고이문제에대한중요한보호요인 (protecting factors) 이여성보다적다 : 남성은여성에비해폭음, 행동비절재 (behavioral undercontrol) 와관련이있으며사회적관계를개선하거나스트레스를풀기위해서음주를한다 (Nolen-Hoeksema S 2004). 흡연은심혈관질환 (Glantz SA 1995), 관상동맥질환 (Ockene 1997), 급성관상동맥혈전증및뇌졸중 (Bonita 1992, Burke 1997), 당뇨병 (Will 2001), 수명및미세 / 대혈관합병증 (Chase 1991, Morrish 1991) 등을일으키거나악화시키는주요요인이다. 알코올은간질 (Samokhvalov 2010A), 고혈압성심장질환 (Talor 2010), 허혈성심장질환 (Roerecke and REHM 2010), 허혈성뇌졸중 (Patra et al. 2010) 뿐만아니라구강암, 인두암과, 식도암, 대장과직장암, 간암등과도관련이있다 (Corrao 2004). 이러한이유들은만성질환보유자들이흡연과음주와같은건강위험행동을기피하는이유로충분하다고할수있다. 마지막으로잠재적위험형을기준으로고위험형을비교하면, 남성이여성에비해, 만성질병이없는경우, 나이와사회경제적지위가낮을수록고위험형에속할가능성이높게나타났다. V. 제한점 우리연구에서많은흥미로운결과를얻었음에도여러가지제한점을가지고있다. 이연구에서우울과직무스트레스는변수가없다. 일자리만족도 변수는있지만원직장복귀자, 재취업자, 자영업주, 무금가족종사자만조사되었다. 실직자 80 명및비경제활동인구 278 명은조사가안되었다. 자아존중감, 자기효능감변수는있다. 삶의질 을 일상생활만족도 로사용하였으며 결혼유무 를 배우자유무 로사용하였다. 한편이연구의대상자중 84% 가남성으로여성의비율이매우적다. VI. 결론 요양을마친산재환자들의운동일수, 수면시간, 흡연갯수, 음주회수등에따라건강챙김형, 잠재적위험형, 고위험형으로나누어보았다. 건강챙김형은세그룹중운동을가장많이하고수면시간, 흡연갯수, 음주횟수가가장적었다. 잠재적위험형은운동일수가가장적었으며수면시간, 흡연, 음주는세그룹에서중간을차지하였다. 고위험형의운동일수는중간을차지했으며수면시간, 흡연갯수, 음주횟수가가장높게나타났다. 이에따라각그룹별로건강행동중재가다르게적용되어야할것으로사료된다. VII. 감사 한국국제대학교에서연구지원금을받아자료를수집하고분석할수있었다. 근로복지공단소속산재보험패널조사에서자료를제공받았으며이원고에서자료해석에대한책임은오직저자에게있다. 100

산재근로자의노동시장참여 (2) 3-1. 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 - 김환 ( 대구대작업치료학과 ) - 이민재 ( 근로복지공단대구병원 ) - 김영범 ( 근로복지공단대구병원 ) 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 : 재활에대한논의를중심으로 - 박유진 ( 근로복지공단근로복지연구원 ) - 임예직 ( 한국장애인고용공단서울남부지사 ) 3-3. 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에영향을미치는요인 - 최길용 ( 서울의료원환경건강연구실 ) - 박광성 ( 서울의료원의학연구소 )

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 3-1 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 김환 * 이민재 ** 김영범 *** 요 약 본연구는 2012 년부터 2015 년까지실시한산재장애인패널조사를 ICF분류기준에따라여성산재근로자가직업을유지하고복귀하는데미치는여러요인들을파악하여남성과여성에따른차이를분석함으로써어떠한차이가나타나고있는지제시하는데그목적이있다. 이를위해근로복지공단에서조사한제 3차산재보험패널조사자료에기초하여분석하였다. 연구모형의검증을위해 SPSS version 22.0 을사용하여조사대상자의개인적요인, 신체장애및건강요인, 환경적요인, 작업수행및참여요인들에따른남성과여성의차이를비교분석하기위해빈도분석, 교차분석, 독립표본 t-test 를실시하였다. 분석결과여성이남성에비해교육수준, 근로기간, 원직장복귀율, 정규직비율등이낮게나타나여성산재환자가남성에비해직업생활을유지하는데많은제약들이있음을알수있었다. 이러한문제들을해결하기위해서는여성산재환자스스로노력해야할뿐만아니라, 사회적으로안정적인고용지원과사회정책적인뒷받침이요구된다. 본연구를통해서여성산재장애인의직업관련요인들을탐색하여여성산재근로자의전반적인사회복귀에연구기초자료로제공되고자한다. I. 서론 1. 연구의필요성산업재해로인한신체기능의손실은근로자가재해발생이전의가정, 직장, 사회에서수행하던역할이제한되고사회관계의손실을초래하여재해자의사회복귀를어렵게만드는요인이된다. 실제로우리나라 15~64 세여성의경제활동참가율은 1980 년대부터현재까지꾸준한증가세를보이고있다 ( 국가통계포털, 2014). 산업재해에서여성근로자가차지하는비율도 2000 년 13.1% 에서 2012 년 19.07% 로꾸준한증가세를보이고있는반면에, 남성은 2000 년 86.4% 에서 2012 년 80.93% 로감소세를보이고있다 ( 한국산업안전보건공단, 2014). 이는여성의경제활동참여가증가하고여성이요구되는일자리가늘어나고있는추세를보여주고있으며, 향후여성근로자의산업재해자수가더늘어날가능성이높다. 하지만우리나라에서여성장애인에대한올바른인식부족과사회적무관심, 편견과차별등으로인하 * 대구대학교작업치료학과교수, hwan.kim@daegu.ac.kr ** 근로복지공단대구병원재활전문센터작업치료사, elisis2@kcomwel.or.kr *** 근로복지공단대구병원재활전문센터진료부원장, kdoctor@kcomwel.or.kr 3-1. 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 103

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 여취업또는훈련의기회를제공하는분야가매우제한되어있어남성장애인에비해동등한직업의기회를갖지못하고있는현실이다 ( 김정아, 2013). 또한, 여성장애인은여성이라는문제와장애라는문제때문에사회적으로소외될가능성이높아노동시장자체가어려울뿐만아니라임금에서도차별을경험하고있다 ( 유동철, 2000). 사회학적인측면에서여성은가정의역할을수행하기위해스스로더낮은경제적보상과사회적지위의직업을선택하여노동시장으로진입할때전공분야의적합도가남성에비해낮다 ( 백수경, 2014). 그리고사회적지위에서도여성지배적인직업은직업의위계서열에서가장하위에집중된다. 여성에게집중되는낮은경제적, 사회적지위는국내노동시장에서도뚜렷하게나타난다. 여성지배적인직업은전문직, 단순사무직, 가사관련단순직이며, 여성직가운데평균임금이상위 25% 내에들어가는직종은단하나도없고, 중위권이 6개, 나머지는모두하위 25% 의저임금직종들이대부분이다 ( 황수경, 2003). 여성직이다수분포한노동시장하층에서남성직과여성직간의임금격차가가장크게나타나고있음을밝히고있다 ( 허은, 2013; 백수경, 2014). 또한, 여성은고학력을보유한다고해서고용이보장되지않는다. 여성지배적인직업은시간제및비정규직의고용형태가가장높게나타난다 ( 황수경, 2003). 주로여성들이직무를수행하는특정직종인판매서비스, 단순노무직등은비정규직이많다 ( 장지연, 2001; 전기택, 2006; 이시균 윤정향, 2008). 최근의연구에서도남성지배적인직업은주로노동시장의상층에분포하는반면, 여성집중직업은노동시장의중간층및하층에분포하고있다. 다시말해, 국내노동시장은성별에따라발생하는근로조건, 임금, 사회적지위, 일자리만족도등의문제들이여성개인의수준이나인적자원에서비롯되는문제가아닌구조적으로결정되는결과라는것이다. 성별의분리는사회적불평등이가장가시적으로드러나는하나의표식으로서, 현대사회에서남성지배적인분야는성불평등이가장심화된분야이다 (Bielby and Baron 1986; Reskin and Bielby, 2005). 여성노동력의수요증가로근로여성의격증등여성의사회참여가늘어나고있고가정을주요활동무대로삼던여성들이많이사회에진출하게됨으로서산업재해와같은작업상의위해및스트레스와사회변화의영향의여파를보다직접적으로받게되어, 재활서비스정책의뒷전에서지않을수없다. 그러나이러한문제의심각성을가지고있는여성산재장애인에대한연구는아직도많이이루어지지않고있다. 본연구는우리나라여성산재장애인이남성산재장애인보다사회적관심과다양한사회참여의기회로부터소외되어있고, 교육, 사회인식, 결혼, 경제적어려움등을겪고있으나, 이들에대한근로복지적접근이사실상부재했음을인식하고이와같은복합적인문제들을직업복귀를통해정상화시키고사회통합을유도해야한다는전제를내포한다. 세계보건기구 (World Health Organization) 는기능및장애와관련된건강요소들에대해서세계적으로일치된모형을제시하고자국제적으로일반화된장애의개념을정의한 ICF(International Classification of Functioning, Disability and Health) 를제시하였다 (WHO, 2001). 우선, ICF는신체기능과구조, 개개인이수행하는작업이나업무와관련된활동및일상생활과관련된활동 (activity) 과참여 (participation), 장애의경중및환경적요소와관련된상황적요소등의세가지광범위한요소들로구성되어있다 ( 권순성, 2014). ICF 분류방법의가장큰장점은장애를이해하는데있어장애의의료적, 사회적, 환경적인요소들을종합적으로고려한다는것이다. 장애인의재활계획을수립하는데있어서도장애의의료적진단정보를이용하기보다는 ICF에근거하여실제생활에서장애인이겪는환경적, 사회적인부분에기능적인한계를확인하고평가하는것이보다명확하며효율적일수있다 ( 고영찬, 2002). 104

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 ICF는이러한장애인의전반적인일상생활에서나올수있는상황을모두하나의분류체계로분석해서종합적인재활의방향을제시하기위해개발된것이기때문에산재근로자의개인적요인, 신체기능및구조요인, 환경적요인, 활동및참여요인에대한분석을통해직업복귀및사회참여, 재활을위해어떠한환경적인조정과개선이필요한지등을결정하는중요한자료가된다는점에서그의의가있다. 따라서, ICF 분류기준에근거하여여성산재장애인의직업복귀에관련된요인들을탐색해보며그러한요인들의상호작용과역동적관계를알아보고, 다양한차원에서여성의직업복귀를강화시킬수있는체계적인조사를하고자한다. 2. 연구목적본연구는우리나라여성산재장애인의취업에관한문제를근본적으로이해하고자취업을결정하고, 유지시키는여러요인들을탐색해보고자한다. 즉, 다양한차원에서여성산재장애인의취업과유지에영향을미치는요인들을분석하여기초자료를제공하는데목적이있다. 이러한목적을위해구성된주요연구내용은다음과같다. 첫째, 여성산재장애인의개인적측면을알아본다. 둘째, 여성산재장애인의신체장애및건강요인을알아본다. 셋째, 여성산재장애인의환경적요인을알아본다. 넷째, 여성산재장애인의작업수행및참여요인을알아본다. II. 연구방법 1. 연구대상및자료수집산재보험패널조사 (PSWCI, Panel Study of Worker's Compensation Insurance) 는 2012 년 1~12 월동안요양을종결한산재근로자를대상으로조사한것으로, 산재요양종결자들의재해이후개인의경제활동상태를동태적으로파악하여산재근로자의직업복귀에대한패널자료를제공하기위해개발되었다. 패널조사의모집단은 2012 년산재보험요양종결산재근로자 82,493 명이고, 장해등급 (6개범주 ) 별우선할당후지역 (9개권역 ) 별비례배분하였다. 산재보험패널조사는 2013 년을 1차년도로하여조사대상자표본크기 2,000명 ( 산재장애인 1,650명, 장해가없는산재근로자 350명 ) 으로실시하고있으며 ( 근로복지공단, 2015), 본연구에서사용한자료는 2015 년에조사한 3차년도자료이다. 분석대상은 2012 년요양종결자중 2,000 명을대상으로하는산재보험패널조사 3차데이터중남성산재근로자 1422 명, 여성산재근로자 282명, 총 1,704 명을대상으로분석을실시하였고, 구체적인내용은 < 표 1> 과같다. 3-1. 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 105

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) < 표 1> 분석대상자현황 ( 단위 : 명, %) 대상 산재장애인 남성 1,422 (71.1) 여성 282 (14.1) 소계 1,704 (85.2) 2. 변수의정의및구성내용본연구는성별에따른남성과여성산재근로자의 ICF 구성요소와관련있는개인적요인, 신체장애및건강관련요인, 환경적요인, 작업수행및참여요인들을비교분석하였다. 개인적요인으로는개인의기능과장애에내부적영향을미치는요소인연령, 학력, 혼인상태, 근로기간의정보를도출하였고, 신체장애및건강관련요인으로는장해유형, 장애등급, 장해유무, 요양기간, 재활서비스이용여부를살펴보았다. 환경적요인으로는경제활동상태, 고용형태, 사회경제적지위를설정하였고, 작업수행및참여요인은업무수행능력, 일자리만족도, 전반적인일상생활만족도, 타인의도움정도, 기본적인일상생활어려움, 수단적인일상생활어려움, 하루일과중주로하는활동을살펴보았다. 자료분석에활용한변수에대한설명은다음 < 표 2> 과같다. < 표 2> 주요변수의정의및구성내용 요인변수명변수설명 개인적요인 신체장애및건강요인 환경적요인 연령학력혼인상태근로기간장해유형장해유무요양기간의료재활서비스이용여부직업재활서비스이용여부사회심리재활서비스이용여부경제활동상태고용형태사회경제적지위 20 대이하, 30 대, 40 대, 50 대, 60 대이상 무학, 초등, 중등, 고등, 대졸이상 미혼, 혼인, 별거, 이혼, 사별 1 개월미만, 1 개월 -1 년, 2-3 년, 3-4 년, 4-5 년, 10 년이상 1-3 등급, 4-7 등급, 8-9 등급, 10-14 등급 있다, 없다 3 개월이하, 3-6 개월, 6-9 개월, 9 개월 -1 년, 1 년 -2 년, 2 년초과 미이용, 이용 미이용, 이용 미이용, 이용 원직장복귀, 재취업, 자영업, 무급가족, 실직자, 비경제활동 정규직, 비정규직, 고용주, 자영업자, 무급가족종사자 하층, 중하층, 중상층, 상층 106

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 요인변수명변수설명 원직장복귀전반적일자리만족도 매우만족 - 매우불만족, (5 점척도 ) 전반적인일상생활만족도 매우만족 - 매우불만족 (5 점척도 ) 타인의도움정도 전혀필요없다. - 매우필요하다, (4 점척도 ) 작업수행및참여요인 기본적인일상생활어려움 ( 옷입기, 목욕하기등 ) 수단적인일상생활어려움 ( 쇼핑하기, 병원가기등 ) 하루일과중주로하는활동 업무수행능력 ( 산재보상서비스 ) 0-10 점 매우그렇다 - 전혀그렇지않다,(5 점척도 ) 매우그렇다 - 전혀그렇지않다,(5 점척도 ) 근로, 구직, 건강관리, 취미활동, 사회참여, 가사, 육아, 휴식, 결혼, 학업, 독학, 가사, 기타, 없음 3. 분석방법본연구는성별에따른산재근로자의직업복귀및유지와관련된개인적요인, 신체장애및건강관련요인, 환경적요인, 작업수행및참여요인들을살펴보기위하여근로복지공단에서실시한산재패널통합데이터를활용하여남성과여성산재근로자들만추출하여분석하였다. 자료분석을위하여 SPSS version 22.0 통계패키지를사용하였고, 남성, 여성산재근로자들의특성을분석하고빈도를분석하기위하여빈도분석, 교차분석, 독립표본 t-test 방법을통해분석하였다. 3-1. 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 107

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) III. 연구결과 1. 개인적요인조사대상자의개인적요인에따른남, 여차이를비교분석하기위해교차분석과 t-test 를실시한결과는아래 < 표 3> 와같다. 조사대상자의성별에따른연령, 학력, 혼인상태, 근로기간의차이를알아본결과차이가있다. 먼저연령은 30대, 40대 는남성의비율이높고, 50대, 60대이상 은여성의비율이높았다. 학력은남성의학력이여성보다대졸이상이많았다. 혼인상태는여성의 63.1% 가배우자가있다고응답하였으며, 배우자가없다고응답한경우는 36.9% 로나타났다. 근로기간은남성이여성보다장기간근무하였으며, 상대적으로여성은 3년미만의단기간근로자가많았다. < 표 3> 조사대상의개인적요인에따른기술분석 ( 단위 : %) 변수명연령학력혼인상태근로기간 구분 남성여성빈도 ( 명 ) 백분율 (%) 빈도 ( 명 ) 백분율 (%) p 20대이하 49 3.4 10 3.5.000 30대 186 13.1 14 5.0.000 40대 362 25.5 45 16.0.000 50대 480 33.8 117 41.5.000 60대이상 345 24.3 96 34.0.000 무학 49 3.4 19 6.7 초등학교졸업 210 14.8 76 27.0 중학교졸업 262 18.4 62 22.0.000 고등학교졸업 668 47.0 90 31.9 대학교졸업이상 233 16.4 35 12.4 미혼 206 14.5 18 6.4 혼인 1049 73.8 178 63.1 별거 26 1.8 5 1.8.000 이혼 121 8.5 38 13.5 사별 20 1.4 43 15.2 1개월미만 495 34.8 50 17.7 1개월 - 1년미만 433 30.4 132 46.8.000 1년 - 2년미만 107 7.5 36 12.8 2년 - 3년미만 62 4.4 19 6.7 3년 - 4년미만 51 3.6 11 3.9.000 4년 - 5년미만 36 2.5 5 1.8 5년 - 10년미만 112 7.9 20 7.1 108

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2. 장애및건강요인조사대상자의장애및건강요인에따른남, 여차이를비교분석하기위해교차분석과 t-test 를실시한결과는아래 < 표 4> 와같다. 조사대상의장애및건강요인에따른성별의차이를분석한결과, 장해유형, 요양기간, 장해유무, 의료재활서비스이용여부는차이가있고, 직업재활서비스이용여부, 사회심리재활서비스이용여부항목에서는유의미한차이가없다. 장해유형에서는 1-3등급 은여성이높았고, 남성, 여성모두전반적으로 10등급 이상이많았으며, 요양기간에서는 초기부터 6개월이하 까지는대상자가남성이 804명 56.5% 이고, 여성은 182명 64.5% 로비교적여성의요양기간이짧은사람들이많았다. 장해유무에서는남성이여성보다 9.3% 가량장해있음이높았다. 의료재활서비스이용여부는여성이남성보다서비스를 이용 한사람이많았고, 직업재활및사회심리재활서비스는남성, 여성모두 미이용 비율이 70% 로낮게나타났다. 변수명 장해유형 요양기간 장해유무 의료재활서비스이용여부 직업재활서비스이용여부 사회심리재활서비스이용여부 < 표 4> 조사대상의장애및건강요인에따른기술분석 구분 남성여성빈도 ( 명 ) 백분율 (%) 빈도 ( 명 ) 백분율 (%) 1-3등급 24 1.7 1 4.0 4-7등급 61 4.3 9 3.2 8-9등급 125 8.8 12 4.3 10-12 등급 580 40.8 110 39.0 13-14 등급 401 28.2 78 27.7 장해없음 231 16.2 72 25.5 3개월이하 221 15.5 53 18.8 3개월초과 -6개월이하 583 41.0 129 45.7 6개월초과 -9개월이하 334 23.5 66 23.4 9개월초과 -1년이하 128 9.0 15 5.3 1년초과 -2년이하 115 8.1 16 5.7 2년초과 41 2.9 3 1.1 없음 231 16.2 72 25.5 있음 1191 83.8 210 74.5 미이용 857 60.3 188 66.7 이용 565 14.5 94 33.3 미이용 1216 85.5 235 83.3 이용 206 14.5 47 16.7 미이용 1095 77.0 201 71.3 이용 327 23.0 81 28.7 ( 단위 : %) p.001.000.000.000.044.347.039 3-1. 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 109

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 3. 환경적요인조사대상자의환경적요인에따른남, 여차이를비교분석하기위해교차분석과 t-test 를실시한결과는아래 < 표 5> 와같다. 조사대상의환경적요인에따른성별의차이를분석한결과경제활동상태는차이가있고, 사회경제적지위, 고용형태는유의미한차이가없다. 경제활동상태에서원직장복귀는남성이 430명으로 30.2%, 여성이 69명으로 24.5%, 재취업은남성이 644명으로 45.3%, 여성이 122명으로 43.3% 로원직장복귀와재취업모두남성이여성보다높았다. 비경제활동인구는남성보다여성의비율이상대적으로높았다. 사회경제적지위에서는 하층, 중하층 이대부분으로남성은 1,329 명으로 93.4% 이고, 여성은 255명으로 90.4% 를차지했다. 고용형태에서는남성, 여성모두 정규직 과 비정규직 이많았지만여성이남성보다정규직비율이낮았다. < 표 5> 조사대상의환경적요인에따른기술분석 ( 단위 : %) 변수명경제활동상태사회경제적지위고용형태 구분 남성여성빈도 ( 명 ) 백분율 (%) 빈도 ( 명 ) 백분율 (%) p 원직장복귀 430 30.2 69 24.5 재취업 644 45.3 122 43.3.000 자영업주 88 6.2 7 2.5 무급가족종사자 9 0.6 2 0.7.000 실직자 49 3.4 9 3.2 비경제활동인구 202 14.2 73 25.9.000 하층 541 38.0 121 42.9 중하층 788 55.4 134 47.5 중상층 90 6.3 26 9.2.065 상층 3 0.2 1 0.4 정규직 661 46.5 114 40.4 비정규직 327 23.0 61 21.6 고용주 35 2.5 7 2.5.895 자영업자 96 6.8 13 4.6 무급가족종사자 29 2.0 5 1.8 4. 작업수행및참여요인조사대상자의작업수행및참여요인에따른남, 여차이를비교분석하기위해교차분석과 t-test 를실시한결과는아래 < 표 6> 와같다. 조사대상의작업수행및참여요인에따른성별의차이를분석한결과일자리만족도, 일상생활만족도, 기본적인과수단적인일상생활어려움, 업무수행능력, 유의한차이가없고, 타인의도움필요정도와하루일과중주로하는활동영역은차이가있다. 일자리만족도는남성, 여성모두전반적으로 만족, 보통 수준이었고일상생활만족도에서는남성, 여성모두전반적으로 만족 과 보통 수준이었다. 타인의도움필요정도에서는 전혀필요없다, 필요없다 가 80% 이상이어서독립적인일상생활이가능해보였다. 기본적인일상생활과수단적인일상생활어려움에서는남 110

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 성, 여성모두 80% 이상큰어려움을호소하지않았다. 하루일과중주로하는활동에서는남성은 69.3% 로대부분근로시간이많았고, 여성도일을한다고응답한사람이많았지만남성보다가사일의비중이높았다. 업무수행능력에서는 0-10 단계중능력수준의평균과표준편차를구하였다. 그결과, 남성여성모두모두전반적으로 7 정도의수준을나타냈었다. < 표 6> 조사대상의작업수행및참여요인에따른기술분석 ( 단위 : %) 변수명 원직장복귀후전반적일자리만족도 전반적인일상생활만족도 일상생활에서가족또는타인의도움필요정도 기본적인일상생활어려움 ( 옷입기, 목욕하기등 ) 수단적인일상생활어려움 ( 쇼핑하기, 병원가기등 ) 하루일과중주로하는활동 업무수행능력 구분 남성 여성 빈도 ( 명 ) 백분율 (%) 빈도 ( 명 ) 백분율 (%) 매우만족 5 0.4 1 0.4 만족 196 13.8 33 11.7 보통 218 15.3 34 12.1.993 불만족 11 0.8 1 0.4 매우불만족 0 0.0 0 0.0 매우만족 4 0.3 2 0.7 만족 585 41.1 126 44.7 보통 748 52.6 132 46.8.180 불만족 72 5.1 22 7.8 매우불만족 13 0.9 0 0.0 전혀필요없다 569 40.0 123 43.6 필요없다 655 46.1 110 39.0.000 약간필요하다 148 10.4 44 15.6 매우필요하다 50 3.5 5 1.8.000 매우그렇다 33 2.3 1 0.4 그렇다 62 4.4 16 5.7 보통 118 8.3 31 11.0.057 그렇지않다 616 43.3 130 46.1 전혀그렇지않다 593 41.7 104 36.9 매우그렇다 40 2.8 3 1.1 그렇다 100 7.0 23 8.2 보통 124 8.7 36 12.8.486 그렇지않다 589 41.4 117 41.5 전혀그렇지않다 569 40.0 103 36.5 근로 985 69.3 161 57.1 휴식 131 9.2 19 6.7 가사 10 0.7 51 18.1 건강관리 99 7.0 12 4.3 취미활동 84 5.9 21 7.4 구직 74 5.2 9 3.2 사회참여 17 1.2 2 0.7.000 육아 1 0.1 2 0.7 결혼준비 2 0.1 0 0 학업 12 0.8 2 0.7 독학 1 0.1 0 0.0 쇼핑, 돌봄등 4 0.3 2 0.4 기타 2 0.1 1 0.1 0-10단계중평균수행능력 1422 7.35±2.21 282 7.17±2.30.760 p 평균 ± 표준편차 3-1. 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 111

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) IV. 결론및논의 여성은자본주의와가부장제의논리에따라자신의적성이나능력, 흥미에알맞은직업능력을개발하기보다는사회적인식과교육선택에있어성별특성에의해제한을받아왔다 ( 김정아, 2013). 여성근로자에대한편견과선입견은업무의범위를축소시키고적성을개발하는데제한을주었다. 특히, 산업재해로인해신체적, 심리적장애를겪고있는여성근로자에대한포괄적인접근방식이필요하다. 장애와재활에대한개념이변화하면서환경적인부분에대한관심이커지고일상생활에서어떠한어려움이있는지조사하는것이장애의전인재활에필요하다. ICF 분류기준은장애나질병의의료적진단, 장애인이수행하려고하거나수행해야하는작업및일상생활, 장애인주위의여러환경적인요소등을전체적으로고려하여서비스를제공하는방법이라고할수있다 ( 정대형, 2014). 이러한종합적인평가결과를기초로장애인의기능적한계가직업활동혹은업무유지에어떻게영향을미치는지를확인한후재활서비스제공이적합한지를최종적으로결정한다. 이러한이유로장애인의재활을지원하는전문가들은장애인이참여하는활동혹은수행하는업무가무엇인지를확인하고 ICF 기준에의한문제해결방법을적용하여장애인의재활을지원하는것이바람직하다. 따라서본연구에서는 2012 년부터 2015 년까지실시한산재장애인패널조사를토대로 ICF영역의기준에따라산재근로자가직업을유지하고복귀하는데미치는여러요인들의차이를남성과여성산재장애인을구분하여분석하였다. 분석결과도출된여성산재장애인의분석결과를요약하면다음과같다. 첫째, 산재근로자의성별에따라개인적요인인연령, 학력, 혼인상태, 근로기간에어떠한영향을주는가에대한분석을중심으로살펴본결과, 연령대에서여성의 75% 가 50대이상으로나타나나이가많을수록남성에비해여성의산재비율이높게나타났다. 고용에있어서여성에비해남성의연령이적을수록직장복귀율이높았다 ( 정원미, 2003). 교육수준에서는여성의중학교졸업이하가 55.7%, 남성은 36.6% 로나타나남성에비해상대적으로여성의학력이낮게나타났다. 혼인상태는여성의혼인비율이 63.1% 로높아맞벌이가정이많음을시사하였다. 배우자가있는경우가미혼인경우에비해가족부양에대한책임성, 배우자의지지등의요인으로취업의가능성이높은것으로나타났다 ( 김성원, 문진영, 2011; 김신영, 1996; 김정아, 나운환, 김지민, 2013; 오소윤, 나운환, 2016). 근로기간은 1년미만인여성근로자가 64.5% 로높게나타나남성보다정규직이적음을알수있었다. 이처럼, 남성에비해여성산재근로자의학력이낮고, 근로기간이짧은현실을보여주고있다. 최종학력이높은여성일수록노동시장진입에유리하다 ( 오소윤, 나운환, 2016). 취업과직업능력의향상을원하는여성들이자신의요구와적성에맞는교육훈련을받음으로써, 하나의노동하는인간으로서자기를깨닫고노동을통하여자아를실현할수있는토대를마련해주어야한다. 둘째, 장애및건강요인과관련된장해유형, 요양기간, 장해유무, 의료, 직업, 사회심리재활서비스이용여부에따른남성과여성을비교해본결과, 여성이남성에비해장해등급이높은사람이많았고, 요양기간이짧은사람이많았다. 이처럼, 한국의산업화과정에참여한여성노동력은신체위험이적은경공업중심의노동집약적산업에집중하고있다. 이러한부분의노동조건은임금이나노동시간, 고용안정도, 각종복지혜택에있어서가장열악한부분이다 ( 김정아, 2013). 의료, 직업, 사회심리재활서비스이용여부는남성과여성모두 미이용 자가대부분이었다. 근로복지공단은산재환자맞춤형치료를개발하며산재환자의직업복귀를높이는데최선을다하고있지만산재환자의재활서비스이용률이현저히적게나왔다. 아직까지소수병원에서만의료, 직업, 사회심리전문재활치료서비스를실시하고있고, 112

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 전국적으로전문적인재활서비스가보급되지않은것같다. 산재환자의재활서비스이용률을높일수있도록지속적인의료정책개발과의료기술보급이이루어져야할것이다. 셋째, 산재근로자의경제활동상태와, 사회경제적지위, 고용형태의환경적요인을살펴본결과, 먼저경제활동상태에서여성이남성에비해원직장복귀율이낮았고, 비경제활동인구가높게나와산업재해이후여성의직업복귀의어려움을보여주고있다. 사회경제적지위에서는남성과여성모두중하층이하로경제적지위가낮았다. 고용형태에서는남성에비해여성의정규직비율이낮아고용형태가불안한상황을보여주었다. 산업구조의변화와경제성장에따라여성의경제활동참가율은지속적으로증가해왔지만, 여성들은여전히노동시장구조속에서불안정고용과특정직장에의편중, 저임금, 주변적이고보조적인역할이라는특성을보이고있다. 넷째, 신체적손상, 활동, 건강상태, 환경적요소와관련한삶의영역에서개인의참여와심리적만족감, 일상생활활동수준을고려한작업수행및참여요인을살펴본결과, 일자리만족도와일상생활만족도조사에서 5점척도의중간인 보통 에서가장높게나와중심화경향을뚜렷하게보였고, 전반적으로여성이남성에비해뚜렷한불만족을표시하진않았다. 일상생활에서의도움은여성보다남성이많은도움을요구하여이는장해등급이높은남성이여성보다중증의질병을가지고있다고보여진다. 하루일과중주로하는활동에서는남성이여성보다주로근로활동을많이하고있어여성의직업복귀율이남성보다낮음을알수있다. 상대적으로여성이남성보다훨씬더가사일을많이하고있어산업재해이후직업복귀를포기하고집안일을하는데시간을많이할애하고있음을나타낸다 (p <.05). 업무수행능력에서는남성과여성모두평균 7점으로산재이후업무수행능력에대한자신감이저하되어있다. 이는, 사회경제적으로고급인력이사라져직장과가정에큰피해를줄수있고, 산재이후심리적으로우울과불안을초래하여직업복귀에어려움을야기할수있다. 대부분의장애인은일상생활과구직활동을할겨우사회의편견이나차별을받고있어취업시부정적인영향을끼친다 ( 오소윤, 나운환, 2016). 이들의재취업위해서는생산성을높이는정책보다는장애인에대한차별을완화할수있는제도적조치가마련되어야할것이다. 본연구는 ICF의구성요소인 신체기능과구조 활동과참여, 환경적요인 의세부분중 신체기능과구조 는의료적인부분이기때문에본연구에서는제외되었고, 산재패널조사를요인들을 ICF 분류기준에따라맞추었기때문에모든부분에대한분석이이루어지지않았다는한계를가지고있다. 실제로 ICF에서분류하는장애의유형은기능상의손상으로인해실제생활에서얼마나어려움을겪고있는지에대해조사하는것이지만, 본연구에서는실제생활에서의어려움은다루지않고산재패널조사에서다루는항목만을 ICF에근거하여조사영역으로정한한계가있다. 여성산재장애인의직업복귀와유지는경제적으로나사회적으로어려움이가중되고, 특히남성산재장애인과도차이를보이고있어여성산재장애인에대한자립기반확충의의미에서취업을위한직업교육과기능훈련, 취업알선체계구축, 맞춤형의료, 직업, 사회심리재활서비스정책개발의후속연구가필요하다. 또한, 산업재해근로자에게재활서비스영역을확대하여독립적인일상생활활동과사회참여를높여야한다. 의료재활서비스영역에서작업치료사는기본적인일상생활활동훈련외에쇼핑하기, 운전하기, 병원가기등다양한일상생활활동영역들을훈련시켜사회참여를돕고있다. 여성산재근로자의독립적인일상생활활동을확보하기위해산재근로자를위한체계적이고맞춤형재활치료의료서비스정책을개발할필요성이있다. 산재이후신체적기능훈련에만초점하는것이아니라삶의질을향상시키는작업수행영역들을고려하여제도적인환경이마련되어야할것이다. 따라서, 본연구는사회적관심의사각지대에있는여성산재장애인에게취업을통해사회로복귀시키도록하려는노력에앞서, 여 3-1. 산업재해여성근로자에대한 ICF 영역별기술분석 113

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 성산재장애인과그들의직장복귀에대한기초적인이해가필요하고한단계더나아가여성산재장애 인의직업관련요인들중직업생활을강화시킬수있는요인을탐색하여여성산재근로자의전반적인 사회복귀에연구기초자료로제공되고자한다. 참고문헌 고영찬, 2002, 장애인의사회진단에있어국제장애분류 (ICF) 활용에관한연구, 석사학위논문, 경성대학교. 권순성, 2014, 병원상황에서의 ICF 적용방안연구, 의학석사학위논문, 충북대학교. 근로복지공단, 2015, 제2 차산재보험패널조사기초분석보고서, 근로복지공단근로복지정책연구센터. 김성원, 문진영, 2011, 고령장애인의노동시장진입여부와근로지속기간에미치는요인에관한연구. 제2회장애인고용패널학술대회발표논문. 김신영, 1996, 노동력의장기근속추세와근속결정요인분석. 석사학위논문, 연세대학교. 김정아, 2013, 여성장애인의취업및유지에영향을미치는요인에관한연구. 석사학위논문, 대구대학교. 김정아, 나운환, 김지민, 2013, 여성장애인의취업및유지에영향을미치는요인에관한연구, 특수교육재활과학연구, 52(4), 321-338. 백수경, 2014, 청년층직무불일치결정요인의성별차이분석. 석사학위논문, 고려대학교. 오소윤, 나운환, 2016, 여성장애인의노동시장진입영향요인연구, 특수교육재활과학연구, 55(3), 517-536. 유동철, 2000, 장애인에대한직업훈련이취업및소득에미치는영향, 한국사회복지학, 42, 290-313. 이시균, 윤정향, 2008, 청년층고학력자성별노동시장차별에관한실증연구, 산업노동연구, 14(2), 59-94. 장지연, 2001, 특집- 비정규직노동의실태와쟁점- 성별차이를중심으로, 경제와사회, 경제와사회, 51, 68-96. 전기택, 2006, 산업의성별분절이여성의임시직취업에미치는영향, 한국여성학, 22(1), 79-114. 정대형, 2014, 지적장애인의직업평가에있어국제기능, 건강, 장애분류 (ICF) 의활용방안에관한연구, 석사학위논문, 부산대학교. 정원미, 박정일, 구정완, 노영만. 2003, 산업재해근로자의직장복귀예측요인, 15(2), 119-131. 통계청, 2014, 국가통계포털. 114

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제 3 회산재보험패널학술대회논문집 3-2 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 : 재활에대한논의를중심으로 박유진 *, 임예직 ** 요 약 본연구는산재근로자의삶의만족도를포괄적으로이해할수있는삶의만족도모형을제시하고의료 심리 직업재활의측면에서산재근로자의신체, 심리, 직업적요인이삶의만족도에직 간접적으로미치는영향을구조방정식을통해다차원적으로분석하고자하였다. 제3차산재보험패널조사자료를통해 1,704 명의표본을대상으로 SPSS 24.0, AMOS 7.0 등을이용하여분석한결과 신체적요인 삶의만족도 경로를제외한모든모형에서유의미한영향을미치는것으로나타났다. 이에더나아가산재근로자의삶의만족도에미치는요인에대한상대적효과를검증한결과, 심리적요인, 직업적요인, 신체적요인순으로삶의만족에큰영향을미치는것으로확인되었다. 이러한결과를바탕으로재활사업의궁극적목표인산재근로자의삶의만족도를향상시키기위해의료 심리 직업재활의포괄적이고통합적인접근이필요함을제시하고자하였다. 주제어 : 산재근로자, 삶의만족도, 재활, 구조방정식 I. 서론 한해산업재해자수는약 9만명, 산재장해판정을받은근로자는약 3만명으로노동부가집계한 산재에따른경제적손실 은 2015 년 20조를초과하여, 산재는개인의문제를넘어사회경제적으로도큰부담이되고있다. 가장최선의방법은미연에산업재해가발생하는것을막는것이지만그렇지못할때는산업재해가발생하더라도산재근로자가최대한빨리사회에복귀할수있도록지원하여사회경제적인손실을줄이는것이가장바람직하다. 이를위해생계유지를위한보상과급여에대한논의에그치지않고예방, 관리, 요양, 재활과같은지원사업까지포함하여사회복귀에대한포괄적인논의가이뤄지고있다. 이에 2008 년 7월부터직업재활급여가도입되어산재보험자체예산사업으로만수행해오던직업훈련, 직장복귀지원, 직장적응훈련, 그리고재활운동지원사업이법정급여로전환되었다 ( 이승욱, 2016). 재활사업을통해산재근로자의직업복귀율은 2013 년 51.6%, 2014 년 53.9%, 2015 년 56.8% 매년상승추세를보이 * 근로복지공단근로복지연구원연구사무보조원, yujin6338@gmail.com ** 한국장애인고용공단서울남부지사기업지원부대리, dladpwlr@naver.com 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 117

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 고있으며, 2016 년도 8월말 55.4% 로전년 8월말에비해 3.7%p 높은것으로파악되어 ( 이준석, 2016) 정책의효과성을입증하고있다. 그러나아직까지산재보험정책방향은장애의기능적손상 (functional impairments) 의회복에초점을두고의료서비스를통한장애인의신체기능과역할수행개선및산재근로자의취업증진을우선시하고있다 ( 윤조덕 박수경, 1998). 선행연구도직업복귀와관련한한가지혹은특정프로그램에대한영향력만을다루고있어재활서비스에영향을미치는다양한요인을고려하지못한단편적인논의에만그치고있다 ( 류만희 김송이, 2009; 박수경, 2012; 양재성외, 2012; 이승렬, 2003). 산재근로자의질병이나부상이일차적으로회복되어요양이종결되면정책적지원에서멀어지는경향이있다. 따라서신체적 정신적으로완전히회복되지않은산재근로자는직장복귀과정에서사회심리적으로많은어려움을겪게되며, 사회적으로고립되는양상을보이게되어 ( 강선경 노지현, 2013; 이현주, 2006; Kirsh et al., 2012; Lippel, 2007) 산재근로자의사회통합은많이어려운실정이다. 이러한이유로최근에는산재근로자의완전한사회통합을위해신체적인기능적회복에그치지않고장애인을둘러싼다양한생활환경의질과삶의만족도를포괄적으로고려해야한다는인식이확장되고있다 ( 김선미 김은하, 2015; 박자경 김종진, 2009; 윤조덕 박수경, 1998). 또한, 재활분야에서장애인의삶의만족도를높이는것에초점을두고, 산재근로자에게요양비와같은경제적지원을넘어사회복귀를통한기능적독립과삶의질의유지및증진을궁극적인목표로삼고있어 (Bishop & Feist-Price, 2002; Livneh, 1988; Roessler, 1990) 산재근로자의재활사업평가할때삶의만족도는중요한요소라할수있다. 하지만산재근로자의재활에관한연구는직업복귀와재활사업효과성분석과관련된연구가주를이루고있어재활분야의궁극적목표인삶의질에관한연구는다소부족한실정이다. 산재근로자의삶의만족도에관한선행연구는자아존중감, 자기효능감, 사회적지지등과같은단편적인지표만으로한정하여제한적인논의만이뤄진상태이며, 회귀분석을통해분석하여재활사업과연관된포괄적인설명을하는데는한계가있다 ( 김수인, 2001; 김정연외, 2001; 박자경 김종진, 2009). 따라서산재근로자의삶의만족도를포괄적으로이해하기위해주요요인들이삶의만족도에직 간접적으로미치는영향을파악하고다차원적인접근을위한모형을제시하여검증할필요성이있다. 이에본연구는산재근로자의삶의만족도모형을제시하고신체적, 심리적, 직업적요인이삶의만족에미치는직접효과와간접효과를파악하고자하였으며, 요인들간의인과관계를구조방정식모형을통해분석하고자하였다. 이러한연구를통하여재활사업의궁극적목표인산재근로자의삶의만족도를향상시키기위한개입방안및산재보험제도의향후재활정책방향에대한함의를제시하고자한다. 118

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 II. 이론적배경 1. 산재근로자의삶의만족도 1) 삶의만족도개념 삶의만족도 (life satisfaction) 라는개념은삶의질 (quality of life), 심리적안녕감 (psychological well-bing), 생활만족과같은단어와유사한개념으로혼용되어사용되고있으며, 다차원적이며주관적인성격이강하여학자들마다다르게정의하고있다. 우선삶의질과삶의만족도의개념은일부차이가있다. 삶의질은객관적차원과주관적차원이라는두가지측면에서의측정이가능하지만, 삶의만족도는현상황과삶에대해개인이느끼는감정이므로주관적차원만반영하게된다. 생활만족도역시개인이느끼는주관적차원으로결혼, 가족생활, 주거상태, 재정상태등다양한생활영역에서느끼는만족감의총합으로상향이론에서정의되고있다. 삶의만족도라는개념이정립되기시작한것은 Neugarten 외 (1961) 가노인의삶의만족도척도 (Senior s Living Satisfaction Index) 를개발하면서부터이며, 일상의활동으로부터기쁨을느끼고자신의생활에의미와책임감을가지며정서적 사회적으로주위환경에잘적응하여특별한어려움이없이도개인의욕구를충족시킬수있는상태라고정의하였다. Campbell(1976), Dubos(1976), Mallard 외 (1997), Yong & Longman(1983) 의연구에서도비슷한정의를내렸으며, 각연구자의정의를요약하면사람들은만족감과행복감을최대화하려는충동이있어, 자신이가진욕구나기대를얼마나충족시키며살고있는환경에얼마나만족하는지를평가하는것이삶의만족도라고하였다. 국내연구에서도유사하게삶의만족도를자신의현재상태를자신의욕구와기대수준과비교하여평가하는것이라고정의하고있다 ( 윤조덕 박수경, 1998; 조규범, 2005) 이처럼삶을느끼고경험하는주체는결국개인이므로삶에대한개인의주관적경험과느낌이가장중요하다는것을여러연구에서공통적으로살펴볼수있다 ( 백은령, 2003; Martin&Stockler, 1998; Lehman et al., 1986; Oliver, 1996). 본연구에서는삶의만족도를일상생활만족도와삶에대한전반적인만족도변수를포함하여현재환경에대해개인이느끼는주관적인심리상태로정의하고자한다. 구체적으로일상생활만족도에해당하는가족의수입, 여가생활, 주거환경, 관계에대한만족도 ( 가족, 친인척, 사회적친분 ) 와일상생활전반적만족도변수를통해산재근로자의삶의만족도를살펴보고자하였다. 2) 산재근로자의삶의만족도재활분야에서산재근로자의삶의만족도향상이중요하다는관점에서산재근로자의삶의만족도에대한연구가재한적으로진행되고있지만, 다룬단일연구는부족한상황이다. 일부연구를인용하자면, 윤조덕 박수경 (1998) 은신체적요인, 심리적요인, 사회적요인모두삶의만족도변화에미치는영향요인이었음을밝히며, 삶의만족감은경제적보상이나의료적치료외에도체계적인재활서비스가병행되어야함을제시하였다. 김정연외 (2001) 는일반근로자군과교통사고환자군, 산업재해환자군의삶의질수준을비교하였다. 그결과산업재해환자군에게서정신적건강및 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 119

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 자신감, 사회적적응, 만족과걱정에대한항목에서삶의질이낮게나타남으로써사회심리적인요인이많은영향을끼쳤음을확인할수있었다. 현혜진외 (2003) 의연구에서는일상생활수행능력과우울, 삶의질은통계적으로유의한상관관계가있다는것을밝혔다. 이현주 (2006) 의연구에서는장애심각성, 경제적보상, 직업복귀가삶의질에직접적인영향을미치는요인이며간접적으로신체적기능과지지체계가삶의질에영향을미침을밝혔다. 김선미 김은하 (2015) 의연구에서는다중회귀분석방법을활용하여인구 사회학적, 산재및사업장관련요인, 사회심리적요인이산재근로자의삶의질에어떠한영향이있는지를살펴보았으며심리사회적재활프로그램의개발을제안하였다. 이러한논의의방향은산재근로자의직업복귀에만초점을두었던기존연구의관점에서벗어나삶의만족도향상이중요하다는관점을반영하였음을알수있으며, 향후산재근로자에대한재활정책의효과성에대한평가에도활용할수있으므로이에대한심도있는논의가필요하다. 그러나아직한정적인분야에서제한적인논의만하는상태이므로산재근로자의삶의만족도에대한추가적인연구가요구된다. 3. 삶의만족도에영향을미치는요인 1) 신체적요인삶의만족도에서신체적기능이중요한요소로다뤄지는이유는장애로인해발생하는신체적기능제한으로인해 1차적으로는신체적자립정도가달라지고, 2차적으로는삶의여러영역에지속적이며중요한영향을미치기때문이다 (Dijkers, 1997; Putzke et al., 2002). 실제로제5차장애인고용패널조사 (2012) 에의하면현재건강이좋지않다고응답한비율은 65.6% 이며, 건강이좋지않은경우일을하는데있어지장을주는지에대해확인한결과 지장이있다 고응답한비율은 84.0% 로신체적인요인및건강요인은장애인의삶의만족도에매우중요한요인중하나로작용하고있음을알수있다 ( 문필동 이정화, 2014). 또한소아마비장애인의삶의만족도를분석한 Kling 외 (2000) 의연구에서는소아마비로인한기능상의장애는삶의만족도에유의미한영향을미치는것으로나타났으며, 송진영 (2012) 의연구에서는건강이좋을수록삶의만족도가높다고보고하여장애인의삶의만족도와신체적요인간관계가밀접함을밝혔다. 그외에도노승현 (2007) 의연구에서는신체적요인자체가삶의만족도에영향을미치기보다는장애수용과사회통합과같은사회심리적요인을통해삶의만족도에간접적인영향을미치는것으로나타났다. 본연구에서의신체적요인에대한정의는손상 (impairment) 정도에해당하는장해등급과손상으로초래되는신체적능력및기능을의미하는일상생활수행능력 (ADL) 과수단적일상생활수행능력 (IADL) 을통해측정하고자하였다. 이를통해신체적요인이산재근로자의삶의만족도에직 간접적으로어떠한영향을미치는지알아보고자하였다. 120

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2) 심리적요인삶의만족도에서심리적요인은많은영향을끼치는데, 구체적으로구분하면자신에대한만족인자아존중감과자기효능감으로구분할수있다. 자아존중감이란자신을존경하고바람직하게여기며가치있는존재라고생각하는것으로, 자아존중감이높을수록진취적이고활력있는삶을전개하는데반해자아존중감이낮으면자기자신을무가치하게여기는것이다 ( 정명희, 2013; Rosenberg, 1979) 정득 이종석 (2015) 의연구에서는개인특성인자아존중감이높을수록삶의만족도가높으며, 삶의만족도를높이기위해서는부정적인자아형성의문제를넘어긍정적인자아형성을위한방안과정책을모색해야함을밝혔다. 또한노인의자아존중감이높을수록사회활동참여가증가하게되며, 사회참여의증가로삶의만족도가증가한다는것을보아자아존중감과삶의만족도간상관관계가있음을알수있었다 ( 정명희, 2013) 자기효능감은인간행동을예측하고개선하는데사용되는인지개념중하나로특정상황에자아가얼마나잘적응하느냐에대한자기지각이기때문에삶의만족도에영향을주는개인특성변인으로중요하게논의되어왔다 ( 현정환, 1993). 즉, 실제로어떤어려운상황이닥쳤을때자신이할수있다고믿는자신의능력에대한믿음이다 ( 박성희 김진영, 2015; 전명수, 2014). 박성희 김진영 (2015) 의연구에서는자기효능감과자아존중감이높을수록삶의만족도가높아지고아동의학교적응이더욱수월해짐을밝혀냈다. 따라서본연구에서는위의선행연구를고려하여자아존중감과자기효능감이삶의만족도에영향을미칠것이라고가정하고변수에반영하여분석하였다. 3) 직업적요인장애인의삶의만족도와경제활동의관계는활동이론을기반으로설명될수있다. 활동이론은삶의만족도와사회적활동의참여정도에는상관관계가있다는상호주의관점을반영한것이며, 이이론에따르면사람이능동적으로활동에많이참여할수록심리적만족감과삶의만족도가높아지게된다는것이다 ( 송진영, 2012; 유완식 임수정, 2011). 또한경제적요인은주관적삶의만족도향상에가장큰영향을미치는요인으로직접적영향력외에도간접적으로긍정적인건강지각을가지게한다 ( 문필동 이정화, 2014). 이러한연구결과를토대로할때경제적요인은산재근로자의만족도에큰영향을미치는요인으로볼수있으며본연구에도이러한점을반영하였다. III. 연구방법 1. 연구자료및연구대상 2012 년산재요양종결근로자를모집단으로한제 3 차산재보험패널조사데이터를사용하였으며, 2,000 명의조사대상자중결측치를제외한 1,704 명을대상으로분석하였다. 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 121

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 2. 측정도구및조작적정의구조방정식분석에앞서의미있는분석이되기위해자료가만족해야할사항으로변수는등간척도나비율척도인양적변수여야하며, 다른크기의척도로측정한변수의경우표준화하여같은척도로분석해야하므로자아존중감 (4점척도 ) 과직업적요인 (6점척도 ) 을제외한나머지변수는 5점척도로재구성하였다. 분석에사용한변수를살펴보면, 먼저외생변인은신체적요인으로장해로인한손상과장해로인해발생하는일상생활수행의어려움, 업무수행능력, 산재가삶에미치는영향으로구성하였다. 각 5점척도로점수가높을수록장해등급이낮으며, 일상생활수행에어려움이없고, 업무수행능력이높으며, 산재가삶에큰영향을미치지않아신체적상태가양호한것을의미한다. 내생변인으로심리적요인은자아존중감과자기효능감으로구성하였으며, 자아존중감은로젠버그자아존중감척도 (Rosenberg Self-Esteem Scale) 로 4점척도이며, 점수가높을수록자아존중감이높은것을의미하며, 자기효능감은 Sherer, Maddux 및 Jacobs 와 Rogers 등이개발한자기효능감척도 (Self-Efficacy Scale: SES) 로 5점척도이며, 점수가높을수록자기효능감이높은것을의미한다. 즉, 심리적요인의점수가높을수록심리적상태가양호한것을의미한다. 직업적요인은취업자 ( 원직복귀, 재취업, 자영업, 무급가족종사 ) 에대한일자리만족도의공통문항으로직업에대한만족도 ( 일자리전반적만족도, 취업의안정성, 하고있는일의내용, 근로환경, 근로시간, 개인의발전가능성, 의사소통및인간관계 ) 와근로소득으로구성하였다. 직업에대한만족도에서미취업자는 0점으로일자리로인한만족도가없는것으로재구성하였으며, 점수가높을수록직업에대한만족도가높은것을의미한다. 또한직업에있어중요한변수인근로소득에서 0은근로소득이없는상태이며, 점수가높을수록근로소득이높아짐을의미한다. 즉, 직업적요인의점수가높을수록직업적상태가양호한것을의미한다. 마지막으로삶의만족은현재일상생활에만족하는정도로가족의수입과여가생활, 주거환경, 가족관계, 친인척관계, 사회적친분관계와생활에대한전반적인만족도로구성하였다. 각 5점척도로점수가높을수록일상생활에대한만족도가높은것을의미한다. < 표 1> 측정도구및조작적정의 구분 외생변인 내생변인 신체적요인 심리적요인 사용된변수문항수변수설명 ( 변수값 ) 장해등급 1 일상생활수행의어려움 4 1=1 7 등급, 2=8 9 등급, 3=10 12 등급, 4=13 14 등급, 5= 장해없음 1= 매우그렇다, 2= 그렇다, 3= 보통이다, 4= 그렇지않다, 5= 전혀그렇지않다 현재업무수행능력 1 1=0( 완전상실 ) 5, 2=6 7, 3=8, 4=9, 5=10 산재가오늘날삶에영향을미치는정도 자아존중감 10 자기효능감 23 1 1= 매우많은영향을미침, 2= 많은영향을미침, 3= 보통, 4= 약간영향을미침, 5= 전혀영향을미치지않음 1= 대체로그렇지않다, 2= 보통이다, 3= 대체로그렇다, 4= 항상그렇다 1= 전혀그렇지않다, 2= 그렇지않다, 3= 보통이다, 4= 그런편이다, 5= 매우그렇다 122

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 구분 직업적요인 삶의만족도 사용된변수문항수변수설명 ( 변수값 ) 일자리전반적만족도 1 취업의안정성 1 하고있는일의내용 1 근로환경 1 근로시간 1 개인의발전가능성 1 의사소통및인간관계 1 근로소득분류 1 가족의수입 1 여가생활 1 주거환경 1 가족관계 1 친인척관계 1 사회적친분관계 1 전반적만족도 1 0= 미취업, 1= 매우불만족, 2= 불만족, 3= 보통, 4= 만족, 5= 매우만족 0=0, 1=1 240 이하, 2=240 초과 1500 이하, 3=1500 초과 2400 이하, 4=2400 초과 3300 이하, 5=3300 초과 1= 매우불만족, 2= 불만족, 3= 보통, 4= 만족, 5= 매우만족 3. 연구모형및가설본연구는산재근로자의삶의만족도를포괄적으로이해할수있는삶의만족도모형을제시하고각요인들간의인과관계를분석하는데목적이있다. 신체적요인 ( 신체상태 ) 이삶의만족에직접적인영향을미치는동시에직업적, 심리적요인을통해삶의만족에간접적인영향을미치는것으로가정하였다. 직업적요인과심리적요인은삶의만족에직접적인영향을미치며, 신체적요인의영향을받는것으로가정하였다. 즉, 연구의가설적모형은신체적요인인 1개의외생변인과직업적요인, 심리적요인, 삶의만족 3개의내생변인으로구성하였다. 연구의가설적모형은 < 그림 1> 과같이제시하였다. < 그림 1> 연구모형 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 123

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 다음은연구의모형에서검증하고자하는요인들간의관계를가설로제시한것이다. 각요인들이삶의만족에미치는직접효과, 간접효과는산재근로자의삶의만족도영향요인에대한선행연구고찰을통해설정하였다. 연구가설 1: 신체적요인 ( 외생변인 ) 과관련된가설연구가설 1-1 : 신체적요인이높을수록심리적요인이높아질것이다. 연구가설 1-2 : 신체적요인이높을수록직업적요인이높아질것이다. 연구가설 1-3 : 신체적요인이높을수록심리적요인이높아지고이를통해삶의만족도가높아질것이다. 연구가설 1-4 : 신체적요인이높을수록직업적요인이높아지고이를통해삶의만족도가높아질것이다. 연구가설 1-5 : 신체적요인이높을수록삶의만족도가높아질것이다. 연구가설 2: 심리적요인 ( 내생변인 ) 과관련된가설연구가설 2-1: 심리적요인이높을수록삶의만족도가질것이다. 연구가설 3: 직업적요인 ( 내생변인 ) 과관련된가설연구가설 3-1: 직업적요인이높을수록삶의만족도가질것이다. 4. 분석방법조사대상자들의인구사회학적특성및주요변인에대한기술적통계분석, 정규성확인, 측정도구의구성타당도및신뢰도는 SPSS 24.0을사용하였으며, 상관관계및판별타당성과구조방정식을이용한산재근로자의삶의만족도모형을검증하기위해 AMOS 7.0과 Excel 을사용하였다. IV. 연구결과 1. 조사대상자일반적사항조사대상자의일반적사항을살펴보면, 먼저성별로는남성이 1,422명 (83.5%) 으로대다수를차지했고, 여성이 282명 (16.5%) 으로나타났다. 연령별로는 50대가 597명 (35.0%) 으로가장많았고, 60대이상이 441명 (25.9%), 40대 407명 (23.9%), 30대가 200명 (11.7%), 20대이하가 59명 (3.5%) 으로나타났다. 경제활동상태를살펴보면, 재취업이 766명 (45.0%), 원직장복귀가 499명 (29.3%) 으로 74.3% 를차지하였으며, 비경제활동인구 275명 (16.1%), 자영업주 95명 (5.6%), 실직자 58명 (3.4%), 무급가족종사자 11 명 (0.6%) 순으로나타났다. 124

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 표 2> 조사대상자일반적특성 ( 단위 : %) 성별 연령 경제활동상태 구분 빈도 ( 명 ) 비율 (%) 남 1,422 83.5 여 282 16.5 20대이하 59 3.5 30대 200 11.7 40대 407 23.9 50대 597 35.0 60대이상 441 25.9 원직장복귀 499 29.3 재취업 766 45.0 자영업주 95 5.6 무급가족종사자 11 0.6 실직자 58 3.4 비경제활동인구 275 16.1 전체 1,704 100.0 2. 자료의점검 1) 정규성검토일변량정규성은정규성분포나분포의왜도 (skewness) 및첨도 (kurtosis) 를통해확인할수있다. 왜도와첨도는 0에가까울수록정상분포를이루는데, 왜도는절대값이 3.0이상, 첨도는 10.0이상일경우분포의정규성에문제가있다고본다. 분석결과, < 표 3> 에서나타난바와같이왜도는 1.747~0.153, 첨도는 1.174~3.794 로나타나최소한의정규성조건을갖추었다고판단할수있다. < 표 3> 정규성검토 ( 단위 : %) 신체적요인 일상생활수행의어려움 구분왜도첨도평균표준편차 장해등급 -0.327-0.156 3.44 1.048 배우기, 기억하기집중하기 -1.152 0.804 4.17 0.95 옷입기, 목욕하기등집안을돌아다니는일 쇼핑하기, 병원가기등집밖을돌아다니는일 -1.747 3.794 4.42 0.80-1.689 2.841 4.37 0.89 직업활동 -0.728-0.658 3.79 1.25 현재전반적인건강상태 -0.494 0.040 2.59 0.68 현재업무수행능력 0.153-1.143 2.87 1.333 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 125

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 구분왜도첨도평균표준편차 심리적요인 직업적요인 삶의만족도 자아존중감 자기효능감 일자리만족도 자아존중감 1-0.237-0.175 2.79 0.74 자아존중감 2-0.120-0.062 2.78 0.64 자아존중감 3-1.233 0.534 3.46 0.78 자아존중감 4-0.411-0.412 2.78 0.86 자아존중감 5-0.217-0.693 3.01 0.76 자아존중감 6-0.242 0.004 2.83 0.69 자아존중감 7-0.275-0.310 2.60 0.78 자아존중감 8 0.013-0.264 2.54 0.71 자아존중감 9-1.404 1.014 3.53 0.74 자아존중감 10-1.442 1.180 3.57 0.68 자기효능감 1-0.554-0.087 3.44 0.90 자기효능감 2-0.457-0.142 3.71 0.88 자기효능감 3-0.193-0.150 3.34 0.79 자기효능감 4-0.289-0.091 3.40 0.77 자기효능감 5-0.502 0.359 3.88 0.76 자기효능감 6-0.377-0.324 3.64 0.86 자기효능감 7-0.407-0.038 3.67 0.83 자기효능감 8-0.195-0.116 3.31 0.78 자기효능감 9-0.335 0.029 3.43 0.76 자기효능감 10-0.238-0.298 3.60 0.83 자기효능감 11-0.294-0.036 3.37 0.78 자기효능감 12-0.323-0.213 3.58 0.84 자기효능감 13-0.383 0.077 3.02 0.82 자기효능감 14 0.002-0.596 3.20 0.90 자기효능감 15-0.456 0.030 3.23 0.84 자기효능감 16-0.501 0.412 3.87 0.74 자기효능감 17-0.402 0.061 3.69 0.82 자기효능감 18-0.377-0.081 3.62 0.85 자기효능감 19-0.198-0.008 3.09 0.76 자기효능감 20-0.173-0.122 3.48 0.76 자기효능감 21-0.080 0.063 2.90 0.70 자기효능감 22-0.019-0.399 3.70 0.79 자기효능감 23-0.120-0.005 2.83 0.76 일자리전반적만족도 -1.019-0.310 2.68 1.43 취업의안정성 -0.809-0.617 2.63 1.47 하고있는일의내용 -0.998-0.366 2.76 1.48 근로환경 -0.832-0.560 2.59 1.44 근로시간 -0.857-0.585 2.67 1.48 개인의발전가능성 -0.834-0.459 2.51 1.39 의사소통및인간관계 -1.069-0.279 2.83 1.50 근로소득분류 -0.386-1.174 3.34 1.449 가족의수입 -0.261-0.250 2.80 0.81 여가생활 -0.261 0.034 3.00 0.70 주거환경 -0.495 0.387 3.34 0.68 가족관계 -0.584 0.957 3.64 0.67 친인척관계 -0.430 0.641 3.54 0.63 사회적친분관계 -0.493 0.301 3.54 0.60 전반적만족도 -0.535 0.433 3.35 0.63 126

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2) 탐색적요인분석과신뢰도분석신체적요인의탐색적요인분석및신뢰도분석결과 2개의요인으로도출되었으며, 전체설명력은 67.02% 로높게나타났다. 또한각요인을구성하는문항들간의응답의내적일관성수준은 0.6이상으로높게나타났다. 총 7문항은 2개의요인으로구성되었으며, 각요인은 요인1: 일상생활수행의어려움, 요인2: 신체상태 로명명하였다. 심리적요인의탐색적요인분석결과자기효능감 2번 ( 적재치 :0485, 공통성 :0.482), 자기효능감 15 번 (0.482, 0.590), 자아존중감 8번 (-0.480, 0.536), 자아존중감 5번 (0.316, 0.315), 자기효능감 14번 (0.511, 0.484), 자기효능감 17번 (0.450, 0.551), 자기효능감 13번 (0.638, 0.484), 자기효능감 21번 (0.614, 0.401) 문항은요인적재치또는공통성에서 0.5이하로낮게나타나해당문항을제거하고분석을하였다. 전체설명력은 62.96%, 내적일관성수준은 0.5이상으로나타났으며, 총 33문항은 6개요인으로구성되어 요인1: 자기효능감 1, 요인2: 자기효능감 2, 요인3: 자기효능감 3, 요인4: 자기효능감 4, 요인 5: 자아존중감 1, 요인 6: 자아존중감 2 로정의하였다. 직업적요인은하나의단일요인으로구성되었고, 전체설명력은 86.94%, 내적일관성수준은 0.98로높게나타났다. 삶의만족또한단일요인으로구성되었고, 전체설명력은 55.23%, 내적일관성수준은 0.86으로나타났다. < 표 4> 탐색적요인분석과신뢰도분석 ( 단위 : %) 신체적 요인 (2) 심리적 요인 (6) 일상생활수행의어려움 신체상태 자기효능감 1 [ 일에대한시도 ] 자기효능감 2 [ 수행능력 ] 항목 요인적재치 배우기, 기억하기집중하기.799.641 옷입기, 목욕하기등집안을돌아다니는일.889.827 쇼핑하기, 병원가기등집밖을돌아다니는일.890.847 직업활동.692.685 장해등급.681.468 현재업무수행능력.736.624 산재가오늘날삶에영향을미치는정도.756.599 효능감 6.779.698 효능감 7.779.697 효능감 12.709.616 효능감 10.704.584 효능감 5.634.580 효능감 16.590.592 효능감 9.738.614 효능감 8.716.590 효능감 3.679.601 효능감 4.674.642 효능감 11.648.571 효능감 1.555.592 공통성고유값분산설명력 2.812 40.170 KMO Cronba ch's α 0.807 0.856 1.879 67.019 0.617 3.760 15.042.935.872 3.472 28.929.858 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 127

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 자아존중감 1 [ 자신에대한만족 ] 자아존중감 2 [ 자존감 ] 자기효능감 3 [ 친구관계 ] 자기효능감 4 [ 새로운사귐 ] 직업적요인 (8) 삶의만족도 (7) 항목 요인적재치 존중감 7.780.703 존중감 2.767.623 존중감 6.728.624 존중감 1.684.568 존중감 4.591.571 존중감 10.809.693 존중감 9.791.733 존중감 3.596.541 효능감 22.762.710 효능감 18.711.664 효능감 20.555.559 효능감 23.856.748 효능감 19.726.627 일자리전반적만족도.975.951 취업의안정성.950.902 하고있는일의내용.969.938 근로환경.955.911 근로시간.947.896 개인의발전가능성.959.919 의사소통및인간관계.956.913 근로소득분류.724.524 가족의수입.658.433 여가생활.625.391 주거환경.741.550 가족관계.781.610 친인척관계.792.628 사회적친분관계.765.585 일상생활전반적만족도.819.670 공통성고유값분산설명력 KMO Cronba ch's α 3.279 42.044.831 1.993 50.015.716 1.796 57.199.664 1.441 62.962.555 6.955 86.941 0.965 0.976 3.866 55.228.866.858 3. 연구모형분석 1) 연구모형의적합도검증 (1) 확인적요인분석연구모형관측변수의유의성및신뢰도를파악하기위하여확인적요인분석을실시한결과모든관측변수는잠재변수와유의한관계로나타났으며 (p<0.05), 각잠재변수를구성하는관측변수의합성신뢰도 (CR) 는 0.7이상, 평균분산추출 (AVE) 은 0.5이상으로높은수준으로나타났다. 따라서각잠재변수를구성하는관측변수로서적합한것으로파악되었다. 또한모형적합도지수는 GFI=.891, RMR=.055, RMSEA=.070, NFI=0.939, RFI=.931, IFI=.945, CFI=.945, TLI=0.938, AGFI=.866으로양호한모형으로나타났다. 128

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 표 5> 확인적요인분석 ( 단위 : %) 표준화계수 비표준화계수 S.E. C.R. P SMC CR AVE 신체적요인 심리적요인 직업적요인 삶의만족도 신체상태 0.654 1.000 - - - 0.428 일상생활수행의어려움 0.764 1.062 0.054 19.545 *** 0.584 자기효능감 2 0.803 1.000 - - - 0.645 자기효능감 1 0.718 0.926 0.031 29.484 *** 0.516 자아존중감 1 0.745 0.876 0.029 30.688 *** 0.555 자아존중감 2 0.572 0.681 0.030 22.942 *** 0.327 자기효능감 3 0.589 0.742 0.031 23.701 *** 0.347 자기효능감 4 0.310 0.398 0.033 12.010 *** 0.096 취업의안전성 0.944 1.000 - - - 0.891 일자리전반적만족도하고있는일의내용 0.976 1.002 0.010 98.558 *** 0.953 0.969 1.034 0.011 94.438 *** 0.939 근로환경 0.951 0.983 0.011 85.498 *** 0.904 근로시간 0.941 1.000 0.012 81.514 *** 0.885 개인의발전가능성 0.952 0.949 0.011 86.110 *** 0.906 의사소통및인간관계 0.951 1.025 0.012 85.704 *** 0.904 근로소득 0.676 0.818 0.023 35.839 *** 0.457 여가생활 0.535 1.000 - - - 0.286 가족의수입 0.583 1.257 0.069 18.300 *** 0.340 주거환경 0.665 1.213 0.061 19.860 *** 0.442 가족관계 0.753 1.348 0.063 21.273 *** 0.567 친인척관계 0.760 1.286 0.060 21.370 *** 0.578 사회적친분관계 0.732 1.176 0.056 20.959 *** 0.536 전반적만족도 0.790 1.322 0.061 21.791 *** 0.624 0.727 0.572 0.914 0.653 0.950 0.706 0.931 0.663 [ 모형적합도 ] χ2=2100.334, df=224, p=.000 GFI=.891, RMR=.055, RMSEA=.070 NFI=.939, RFI=.931, IFI=.945, CFI=.945, TLI=0.938 AGFI=.866 (2) 상관관계와판별타당성상관관계분석결과, 모든변인은유의한정 (+) 의상관관계를보이고있어본가설의방향과일치하는것으로나타났다. 또한변인간의영향관계가가까운변수간에상관계수가더높고영향관계가멀수록상관관계가낮아지는경향을보이고있어모형적진단도적합할것으로보여, 다중공선성문제는심각하지않을것으로판단된다. 판별타당성결과, AVE는 0.5이상으로높으며, 상관관계의제곱값보다낮은경향을보이고있으며, ( 상관계수 ± 2 표준오차 ) 1로다른변인간에판별타당성이확보되고있다. 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 129

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) < 표 6> 상관관계및판별타당도평가 ( 단위 : %) 구분 AVE 상관관계 1 2 3 1. 신체적요인 (φ2).572 1 2. 심리적요인 (φ2).653.635(.403)** 1 3. 직업적요인 (φ2).706.562(.316)**.464(.215)** 1 4. 삶의만족도 (φ2).663.427(.182)**.554(.307)**.461(.213)** *p<.05, **p<.01, ***p<.001 2) 연구모형검증 (1) 모형의적합도검증외생변인인신체적요인과내생변인인심리적요인, 직업적요인, 삶의만족세개의내생변인을토대로산재근로자의삶의만족도모형을제시하고, 각요인들이삶의만족도에직 간접적영향을미치는지검증하였다. 초기모형적합도를검증한결과 χ2=2100.334, df=224, p<.001 로나타났으나그외적합도지수인 GFI=0.891, AGFI=0.866, NFI=0.939, TLI=0.938, RMR=0.057, RMSEA=0.070 로나타나초기모형의적합도가양호한수준임을알수있다. < 표 7> 초기모형의적합도지수 ( 단위 : %) χ2 df p GFI AGFI NFI TLI RMR RMSEA 기초모형 2120.616 225 0.000 0.891 0.866 0.939 0.938 0.057 0.070 3) 변인들간인과관계분석 (1) 직접효과검증연구모형에서설정한잠재변인들간의인과관계는 < 표 8> 에나타난바와같다. 신제적요인 삶의만족도 경로를제외하고모형에서설정한경로가모두유의미한것으로나타났다. 먼저신체적요인과심리적요인의관계에서신체적요인은심리적요인에유의미한영향을미치는것으로나타났다 (γ=0.529, p<.001). 즉, 신체적요인이높을수록심리적요인이높아짐을알수있다 ( 가설 1-1). 신체적요인이산재근로자의직업적요인을설명하는정도는 46.1% 이다. 신체적요인과직업적요인의관계를살펴보면, 신체적요인은직업적요인에유의미한영향을미치는것으로나타났다 (γ=1.368, p<.001). 즉, 신체적요인이높을수록직업적요인이높아짐을알수있다 ( 가설 1-2). 신체적요인이산재근로자의직업적요인을설명하는정도는 36.8% 이다. 130

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 다음으로내생변인인심리적요인, 직업적요인과삶의만족도와의관계를살펴보면, 심리적요인은삶의만족에유의미한영향을미치는것으로나타났다 (γ=0.440, p<.001). 직업적요인역시삶의만족에유의미한영향을미치고있는것으로나타났다 (γ=0.094, p<.001). 즉심리적요인이높을수록삶의만족도가높아지며, 직업적요인이높을수록삶의만족이높은것으로나타났다 ( 가설 2-1, 가설 3-1). 한편신체적요인은삶의만족도에유의미한영향을미치지않는것으로나타났다 ( 가설 1-5). 신체적요인, 심리적요인, 직업적요인이산재근로자의삶의만족도를설명하는정도는 35.4% 이다. < 표 8> 직접효과분석 ( 단위 : %) 경 로 경로계수 비표준화표준오차 C.R. 표준화 SMC 신체적요인 심리적요인 0.529*** 0.030 17.361 0.679 0.461 신체적요인 직업적요인 1.368*** 0.074 18.463 0.606 0.368 신체적요인 삶의만족도 0.006*** 0.043 0.148 0.008 심리적요인 삶의만족도 0.440*** 0.046 9.667 0.429 0.354 직업적요인 삶의만족도 0.094*** 0.012 7.992 0.265 *p<.05, **p<.01, ***p<.001 (2) 간접효과검증본연구에서는각요인들이삶의만족도에미치는직접효과뿐아니라외생변인인신체적요인이심리적, 직업적요인을통해산재근로자의삶의만족도에미치는간접효과를 Sobel 공식에따라분석하였다. 분석결과 < 표 9> 에서나타난바와같이신체적요인이심리적요인을통해삶의만족에미치는간접효과는유의미한것으로나타났다 (p<.001). 즉신체상태가좋을수록심리적상태가좋아지며이를통해결과적으로삶의만족도가높아지는것을알수있다 ( 가설 1-3). 또한신체적요인은직업적요인을통해삶의만족에미치는간접효과도유의미한것으로나타났다 (p<.001). 즉신체상태가좋을수록직업적수준이좋아지며이를통해결과적으로삶의만족도가높아지는것으로나타났다 ( 가설 1-4). 따라서신체적요인은심리적요인과직업적요인을통해삶의만족에간접적인영향을미치는것으로나타났다. < 표 9> 간접효과분석 ( 단위 : %) 경 로 간접효과 C.R. 신체적요인 심리적요인 삶의만족도 8.408*** 8.408 신체적요인 직업적요인 삶의만족도 7.213*** 7.213 *p<.05, **p<.01, ***p<.001 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 131

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) (3) 가설검증 이상의분석결과를토대로연구모형의가설을검증한결과, 연구에서수립한 7 개의가설중신체적 요인이삶의만족에미치는직접효과에관한가설을제외한 6 개의가설이채택되었다. < 표 10> 가설검증결과 가설검증결과 연구가설 1: 신체적요인 ( 외생변인 ) 과관련된가설연구가설 1-1 : 신체적요인이높을수록심리적요인이높아질것이다. 연구가설 1-2 : 신체적요인이높을수록직업적요인이높아질것이다. 연구가설 1-3 : 신체적요인이높을수록심리적요인이높아지고이를통해삶의만족도가높아질것이다. 연구가설 1-4 : 신체적요인이높을수록직업적요인이높아지고이를통해삶의만족도가높아질것이다. 연구가설 1-5 : 신체적요인이높을수록삶의만족도가높아질것이다. 연구가설 2: 심리적요인 ( 내생변인 ) 과관련된가설연구가설 2-1 : 심리적요인이높을수록삶의만족도가높아질것이다. 연구가설 3: 직업적요인 ( 내생변인 ) 과관련된가설연구가설 3-1 : 직업적요인이높을수록삶의만족도가높아질것이다. 채택채택 채택 채택 기각 채택 채택 3) 효과의분해및상대적효과분석 (1) 효과의분해외생변인이나내생변인이또다른내생변인에미치는영향을직접효과, 간접효과, 총효과로나누어 < 표 11> 에제시하였다. 직접효과는한변인이매개변인을거치지않고다른변인에미치는직접적인영향이며, 간접효과는한변인이매개변인을거쳐또다른변인에미치는영향이다. 총효과는직접효과와간접효과의합이다 ( 박자경, 2009). 본연구에서는신체적요인과삶의만족경로에만간접효과가가정되었기때문에그외경로에서의총효과는직접효과를의미한다. 구체적으로살펴보면신체적요인이심리적요인과직업적요인, 삶의만족에미치는요인을각각살펴보면, 신체적요인이심리적요인과직업적요인에미치는총효과는유의미한것으로나타났다 (p<.01). 반면신체적요인이삶의만족에미치는간접효과는유의미하였으나 (p<.01), 직접효과는유의미하지않았다. 또한심리적요인과직업적요인이생활만족에미치는총효과모두유의미한것으로나타났다 (p<.01). < 표 11> 효과의분해 ( 단위 : %) 경로 비표준화 ( 표준화 ) 직접효과간접효과총효과 신체적요인 심리적요인 0.529(0.679)** 0.529(0.679)** 직업적요인 1.368(0.606)** 1.368(0.606)** 삶의만족도 0.006(0.008)**.361(452)** 0.368(0.459)** 심리적요인 삶의만족도 0.440(0.429)** 0.440(0.429)** 직업적요인 삶의만족도 0.094(0.265)** 0.094(0.265)** *p<.05, **p<.01, ***p<.001 132

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 그림 2> 연구모형의경로도해 (2) 상대적효과분석각변인들이삶의만족도에미치는상대적효과, 즉신체적, 심리적, 직업적요인이삶의만족도에미치는효과를비교하였다. 상대적효과는 AMOS 프로그램에서제공하는대응별모수비교 (pairwise parameter comparison) 을통해검증하였다. 대응별모수비교는각각모수에대한차이가유의미한지를보여주는값으로, 그값이 1.96보다크면유의미한차이가있는것으로해석한다 ( 배병렬, 2007; 박자경, 2009 재인용 ). 분석결과 < 표 12> 에서나타난바와같이 심리적요인 삶의만족도, 직업적요인 삶의만족도 의모수차이는 7.976 으로유의미한차이를보였으며, 심리적요인이직업적요인보다삶의만족에더영향을미치는것으로나타났다. 직업적요인 삶의만족도, 신체적요인 삶의만족도 의모수차이는 1.729 로유의미한차이를보였으며, 직업적요인이신체적요인보다삶의만족에더영향을미치는것으로나타났다. 심리적요인 삶의만족도, 신체적요인 삶의만족도 의모수차이는 5.361 로유의미한차이를보였으며, 심리적요인이신체적요인보다삶의만족에더영향을미치는것으로나타났다. 상대적영향력에대한분석결과를요약하면, 심리적요인은직업적요인, 신체적요인에비해삶의만족에더영향을미치는것으로나타났으며, 직업적요인은신체적요인에비해삶의만족에더영향을미치는것으로나타났다. 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 133

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 경 < 표 12> 대응별모수비교에의한상대적영향력분석 로 비표준화경로계수 Label par_24 par_23 신체적요인 삶의만족도 0.006 par_20 1.729 5.361 심리적요인 삶의만족도 0.440 par_23-7.976 - 직업적요인 삶의만족도 0.094 par_24 - -7.976 V. 논의및제언 산재재활의궁극적인목표는최적의의료, 심리 사회, 직업재활서비스제공을통해산재근로자가사회로복귀하는것을지원하는것이다 ( 조성재외, 2015a). 이같은목표에맞춰재해이후요양종결한산재근로자의삶의만족도를의료재활이필요한신체적요인과심리재활이필요한심리적요인, 직업재활이필요한직업적요인으로각요인이산재근로자의삶의만족도에직 간접적으로미치는영향을구조방정식모형을통해다차원적으로분석하고자하였다. 먼저직접효과에서신체적요인은심리적, 직업적요인에정적인영향을미치며, 심리적요인과직업적요인역시삶의만족도에정적인영향을미치는것으로나타났다. 간접효과에서신체적요인은심리적요인과직업적요인을통해삶의만족에간접적인영향을미치는것으로나타나, 연구가설로설정한가설중 신제적요인 삶의만족도 경로를제외하고모형에서설정한경로가모두유의미한것으로나타났다. 가설검증에서더나아가산재근로자의삶의만족도에신체적, 심리적, 직업적요인이미치는상대적효과를검증한결과, 심리적요인, 직업적요인, 신체적요인순으로삶의만족에더큰영향을미치는것으로나타났다. 이러한결과는선행연구결과에서도뒷받침되고있다. 노승현 (2007) 의연구에서는신체적요인자체가직접적으로삶의만족도에영향을미치기보다는장애수용과사회통합과같은사회심리적요인을통해삶의만족도에간접적인영향을미치는것으로나타났다. 윤조덕 박수경 (1998) 의연구에서는특히신체적인요인은사회 인구학적요인과사회심리적요인을통제한상태에서는삶의만족도변화에유의한영향을미치지못하는것으로나타나신체적인요인보다는장애에대한수용시기나장애에대한인식정도, 장애인에대한사회의태도등심리사회적요인이삶의만족도에상대적으로더중요한영향을미침을알수있었다. 산재장해인은선천성장애인과달리과거비장애인으로서직장생활을한경험이있으므로산재로인해장애를이게된후에도자신이장애인이라는사실을수용하기어려우며, 갑작스러운신체기능의상실로인해생활적응에더많은곤란을경험하게된다 ( 이승욱, 2016). 질병으로치료기간중또는이후에도불안, 스트레스, 낮은자아존중감등심리사회적문제를경험하며, 이로인해산재근로자들의직업복귀나직장과생활유지에부정적인영향을미치기때문에이에대한관심이필요하다 ( 박수경, 2014). 산재보험은산재로인한보험사고에대해근로자와그가족의생활보장을위해보험급여를행한다는점에서건강보험이나국민연금등의사회보험과공통점을가지고있지만, 보험급여를통한소득보장 134

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 과요양을제공하는의료보장, 재활등을촉진하는복지서비스의기능적요소를포함하여사회보험과손해배상의중간영역의차별적인성격을가지고있다. 이러한특징과함께산재보험법제1조 ( 목적 ) 에서규정된재활및사회복귀에대한필요성의원칙을준수하며, 산재근로자의궁극적인삶의만족을위해의료재활을중시하는것에서더나아가심리, 직업재활의영역에더관심을가지며영역을확대해나가야할것이다. 재활 은장애인들이자신에게주어진사회적역할을수행하고잔존기능을효과적으로이용하며자신이추구하는목표를달성하기위해필요한심리적, 직업적, 의료적, 신체적중재를제공하는통합적이고전체적인과정으로규정할수있어 (Maki & Tarvydas, 2012), 산재로인해발생한질병과상해의결과손상된기능회복에필요한재활치료, 장애에대한심리사회적적응과장애수용촉진, 직업훈련과취업알선을통합직업복귀활성화, 한사람의시민으로서다양한역할을수행하기위해필요로하는사회복귀지원서비스등과같이산재재활서비스는의료적, 사회적 심리적, 직업적측면을아우르는포괄적이고통합적인접근을필요로한다고할수있다 ( 조성재외, 2015b). 따라서신체적요인그자체가산재근로자의삶의만족에영향을미치는것이아닌, 신체적요인이심리, 직업적요인에영향을미치는것으로나타나산재근로자의삶에만족을위해의료, 심리, 직업재활이통합적으로제공되어야함을보여준다는점에서산재근로자의재활정책의방향과프로그램개발에시사하는바가크다고할수있다. 참고문헌 강선경 노지현, 2013, 산업재해이후산재장해인의삶의적응에관한현상학적연구 : 삶의재구축, 직업재활연구, 23(1), 107-129. 김선미 김은하, 2015, 산재근로자의삶의질에영향을미치는요인, 사회과학연구, 26(4), 389-411. 김수인, 2001, 산업재해환자의삶의질, 자살사고및우울증상에관한연구, 석사학위논문, 이화여자대학교. 김정연 이은주 하은희, 2001, 산업재해환자들의건강관련삶의질에관한연구, 대한산업의학회지, 13(2), 141-151. 노승현, 2007, 노령지체장애인의장애수용에영향을미치는요인에관한연구, 재활복지, 11, 30-60. 류만희 김송이, 2009, 산재근로자의직업복귀결정요인에관한연구, 한국사회복지행정학, 11(2), 161-184. 문필동 이정화, 2015, 여성장애인의임금수준과삶의만족도의관계에서직무만족도의매개효과와직무적합성의조절효과, 직업재활연구, 25(1), 59-83 박성희 김진영, 2015, 아동의성격강점에대한부모 - 아동평정일치도에관한연구 : 삶의만족도, 학교적응, 자기효능감, 자아존중감을중심으로, 한국심리치료학회지, 7(2), 69-87. 박수경, 2014, 산업재해환자의개인적특성과우울간의관계, 한국위기관리논집, 10(2), 3-2. 산재근로자의삶의만족도모형구축및검증에관한연구 135

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 85-103. 박수경, 2012, 산재장애인의성공적인직업복귀과정과관련요인, 재활복지, 16, 293-318. 박자경, 2009, 장애인의삶의만족도모형구축및검증에관한연구, 박사학위논문, 성균관대학교대학원. 박자경 김종진, 2009, 장애인의주관적삶의질모형분석, 재활복지, 13, 163-186. 배병렬, 2007, AMOS 17.0 구조방정식모델링, 서울 : 도서출판청람. 백은령, 2003, 지체장애인의삶의질에영향을미치는요인에관한연구, 박사학위논문, 가톨릭대학교대학원. 송진영, 2012, 장애인의취업상태가생활만족도에미치는영향에관한종단연구, 직업재활연구, 22(3), 23-47. 신혜리 김명일, 2015, 산재근로자들의재활서비스경험이직장복귀및원직장복귀에미치는효과 : 성향점수매칭 (PSM) 을중심으로, Journal of Vocational Rehabilitation, 25(1), 105-129. 양재성 오순복 임성수, 2012, 산재근로자직업복귀형태에영향을미치는결정요인분석 - 요양종결후장해판정자를중심으로, 사회보장연구, 28(3), 153-177. 윤조덕 박수경, 1998, 산재장애인삶의질과재활정책의과제, 한국사회정책, 5(2), 103-123. 이승렬, 2003, 산재장애인의직업복귀실태와결정요인분석, 서울 : 한국노동연구원. 이승욱, 2016, 산재근로자재활과원직복귀의중요성, 2016 년직업재활국제학술대회, 71-72. 이현주, 2006, 산재보험급여수급자의삶의질에관한연구, 사회보장연구, 22(1), 153-177. 유완식 임수정, 2011, 장애인의빈곤결정요인, 제 3 회장애인고용패널학술대회자료집, 45-71. 이준석, 2016, 근로복지공단산재보험재활사업성과지표개선방향, 근로복지연구회재활분과제 3 차워크숍자료집, 41. 전명수, 2014, 농촌노인의사회활동및여가활동이삶의만족도에미치는영향, 한국콘텐츠학회논문지, 14(9), 298-310. 정득 이종석, 2015, 청소년자아존중감과환경특성이삶의만족도에미치는영향, 한국콘텐츠학회논문지, 15(9), 273-284. 정명희, 2013, 노인의자아존중감이사회활동참여및삶의만족도에미치는영향 - 서울ㆍ경기지역을중심으로, 한국케어매니지먼트연구, 9, 15-41. 조규범, 2005, 노인의생활만족도결정요인에관한연구, 박사학위논문, 목포대학교. 조성재, 강동욱, 김민, 김욱, 이준석, 이승욱, 박유진, 손성원, 최은철, 2015a, 산재근로자원직장복귀지원발전방안연구, 고용노동부, 7. 조성재, 이승욱, 송창근, 박유진, 2015b. 산재근로자와사업주의산재보험재활서비스욕구조사 : 근로복지공단재활서비스를중심으로, 직업재활연구, 25(1), 85-86. 현정환, 1996, 자기효능감의인지에영향을미치는과제수행경험양의효과, 수산해양교육연구, 8(1), 66-75. 현혜진 오진주 최정명 이현주 윤순녕, 2003, 산업재해장애인의일상생활수행능력, 우울및삶의질, 한국직업건강간호학회지, 12(2), 164-170. 136

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제 3 회산재보험패널학술대회논문집 3-3 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에 영향을미치는요인 최길용 *, 박광성 ** 요 약 A study on the factors affecting chronic disease and economic activity of work environment in manufacturing industry with men Objectives : The manufacturing industry was the one with the most repeated occurrence industrial disasters, and it is important to study the safety environment known by workers in the industry in order to prevent industrial accidents. Methods : Research objects were 1,123 male among members of employees who responded to 2015 PSWCI panel report. Research objects underwent affected subjective health and then categorized subjects into some groups according to changes in employment condition during one year. Statistical analyses were performed using the SAS version 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC, USA). Prevalence rates are presented with 95% confidence interval (CI). For all analyses, P value < 0.05 was regarded as statistically significant. Results : According to results of analysis, manufacturing industry had differences in economic activity and health conditions based on employees conditions. Male had higher percentage of considering their subjective health as low in Temporary employees, Employer with employees, and Self-employed without employees status than working days. Dynamic change aspects of manufacturing industry condition had differences between sex and cases where going back and forth between temporary condition and unemployment status had higher percentage in male. Conclusions: The results of this study may serve as the refer to taking a bill to improve the level of safety of the work environment felt by employees in the manufacturing industry. Keywords : chronic disease, economic activity, work environment, anufacturing industry. * 서울의료원환경건강연구실연구원 ** 서울의료원의학연구소행정총괄 3-3. 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에영향을미치는요인 139

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) I. 서론 1. 연구의배경및필요성 2000 년대에본격적으로우리나라의정부주도의산업안전보건이시행이되었으며, 불안전한요소가많이작용을하면서규제정책과시행에따른효과적이고효율적인정부의정책전개의결과가산업재해를영향을줌으로서산업장의다양한근무형태가건강에미치는것으로나타났다.1) 산업재해의업종별로매우높은비중을차지하고있는것으로는제조업이며, 그업종에종사하는근로자들이느끼는작업환경안전에대한연구가필요하지만아직까지다양하게이루어지지않았다. 이에선행연구들을바탕으로작업환경안전에관한간접적이면서간접적인요인을다양하게확보하여, 다양한자료를근거로인과관계를확인할수있는객관적인자료를만들어보고자한다. 무엇보다안전에관한국내외연구들은현장에서발생되는산업재해를산업발전에부가하여인식을해왔다.2, 3) 그러나이제는근로자개인의부주의에기인하는다양한관점에서발생하는요인을통해서문재해결을접근할필요가있다.4) 일부자료에의하면제조업의근무환경에미치는것으로안전성과요인 ( 안전지식, 안전동기, 안전순응, 안전참여 ) 이근로자가직접적인영향을느끼는것으로작업환경안전에미치는주요한것을볼수가있으며, 이에영향을인지하고탐색하는요인으로관계의근원적인산업재해방지를위한요인으로보고있다. 그리고다른한편으로는제조업이근무외적인요인으로미치는것으로는교대근무나야간근무에따른수면장애로볼수가있다.5) 불안한근로환경과기업의특성에따라가는근무환경에따른현대사회의직장환경은 2교대및 3교대근무종사자들이증가하고있다. 옛날의료및서비스에서매우많이이루어졌던근로환경에서이제는수출입을위한교대근무를시행함으로써기업의경제적이익을얻는수단으로근로자의환경이악화되고있으며, 무엇보다근무자들은자신의신체및일상생활의리듬과맞지않는근로환경의시간대에근무를함으로건강상의문제가야기되고한편으로이런근로조건이변화가되지않는것은건강보단회사의이윤을먼저고려하고있다는것이현실이다. 그리고또다른요인으로오늘날근로자들은복잡한업무와, 과중한업무에연속으로운동의부족과여가생활에따른개인의시간이부족함으로건강상의영향을줄수가있다. 이러한근로환경이지속적으로발생하면서개인과기업의손실이미칠것이며, 더나아가사회경제에부정적인작용할수가있다. 짧은시간및여가시간을활용하여스트레스를해소하는것이중요하겠지만무엇보다개인의재충전할수있는역할이필요로할것이며, 여가스포츠활동을통해만성질환의근로자가없는환경의개선이필요하다.6) 이에본연구에서다루어지는만성질환의경제적박탈감, 무력감, 소외감등과같은직접적인영향이외부의다른요인으로저감할수있는방안을마련하고자하며, 무엇보다건강상태에따라만성질환이노인과일반근로자의경제활동참여로신체적, 심리적스트레스요인으로작용할수있는가능성도배제할수없다. 일반적으로만성질환과제조업관의주요한작용인자는직무만족도, 감독통제, 업무의반복성과단조로움, 업무과중, 직장동료와의관계로크게 5가지로보고있다. 이러한요소가업무에있어중요한작용인자로인종간의사회계층간의차이로인한스트레스요인이작용할수있다고본다. 결과적으로이러한근로자의행위에따른장애요소를저감하기위한예방적인연구가시행되고자함이다.7, 8, 9) 본연구의목적은다음과같다. 첫째, 근로기간과경제활동상태가제조업근로자의상태를파악해보고, 둘째, 이러한근무활동이건강에어떤영향을주며, 건강의악화요인에따르는나쁜습관 ( 담배, 음주 ) 을파악하고, 셋째, 행동과개인의생활에따른영향이근로환경의위치에따른불안요소를살펴보고자한다. 140

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 II. 연구방법 1. 대상자및그룹분류 1) 대상자본연구는 2016 년제4회산재보험패널 (Panel Study of Worker's Compensation Insurance, PSWCI) 조사자료를이용하여인구학적특성, 산재보상서비스, 건강및삶의질, 가구일반사항및개인의일반사항등을조사에참여한남성을중심으로 20대이하 (N=40, 3.6%), 30대 (N=150, 13.4%), 40대 (N=297, 26.4%), 50대 (N=377, 33.6%), 60대이상 (N=259, 23.0%) 으로최종분석대상은전체 2,000 명 ( 남자 1,422 명, 여자 282명 ) 에서여성과제조업의종사자및그외건설및서비스등과같은종사직종의응답자인 1,123명이었다 (Table 1). Table 1. General demographic characteristics General demographic characteristics n=1,123 (%) Male 1,123 (79.0) Age 20 Years 40 (3.6) 30 Years 150 (13.4) 40 Years 297 (26.4) 50 Years 377 (33.6) > 60 Years 259 (23.0) Area Daegu and Gyeongsangbuk-do 165(14.7) Kangwon-do 58(5.2) Gyeongsangnam-do and Ulsan 171(15.2) Gyeonggi-do 321(28.6) Incheon 124(11.0) Cholla-do 144(12.8) Chungcheong-do 140(12.5) Education < Elementary school 209(18.6) Middle school graduation 207(18.4) High school graduation 522(46.5) > University graduation 185(16.5) Accident Accident 1027 (91.5) Personal disease 96 (8.5) Personal damage (Disa) Yes 938 (83.5) No 185 (16.5) 2) 그룹분류연구대상자 1,123 명중지역을보면, 대구 / 경북 (N=165, 14.7%), 강원 (N=58, 5.2%), 경남 / 울산 (N=171, 15.2%), 경기 (N=321, 28.6%), 인천 (N=124, 11.0%), 전라 (N=144, 12.8%), 충청 (N=140, 12.5%) 으로서울및부산에제조업, 건설및서비스응답자가없으며, 그외분포는경기를제외한나머지는비슷한경향을보이고있다. 학업에있어서는초등학교졸업이하 (N=209, 18.6%), 중학교졸업 (N=207, 18.4%), 고등학교졸업 (N=522, 46.5%), 대학교졸업이상 (N=185, 16.5%) 에서고등학교졸 3-3. 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에영향을미치는요인 141

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 업자의제조업종사자들이높은경향을보이고있다. 그리고재해유형의사고에는 (N=1027, 91.5%), 질병에는 (N=96, 8.5%) 으로분포하고있으며, 장해유무가있다는응답자는 (N=938, 83.5%) 로높은반면에없다는 (N=185, 16.5%) 로낮게나왔다. 이는개인의특성분포를확인하였다 (Table 1). 다음은개인의특성을고려한제조업에미치는인자를다음과같이보고자한다. 근로기간에서는 1년미만에서 80% 로매우높은경향을보이고있고, 직장의이직이나고용불안요소가높은지금의환경을반영하여보여주고있다. 이는선행연구의결과와다르지않으며, 지금의근로환경에서나타나는현상이다. 그중에서 1달미만이매우높은경향을보이고있다. 경제활동상태 (2개구분 ) 에서는취업자, 미취업자로구분하고각각 80%, 20% 로취업자의제조업근로자가높은경향을보이고있다. 그외에경제활동상태 (3개구분 ) 에서취업자, 실직자, 비경제활동인구에서각각 80%, 3%, 17% 와경제활동상태 (6개구분 ) 에서원직장복귀, 재취업, 자영업주, 무급가족종사자, 실직자, 비경제활동인구로구분하고끝으로경제활동상태 (10개구분 ) 에서원직장복귀 ( 지속 ), 원직장복귀 ( 신규 ), 재취업 ( 지속 ), 재취업 ( 신규 ), 자영업주 ( 지속 ), 자영업주 ( 신규 ), 무급가족종사자 ( 지속 ), 무급가족종사자 ( 신규 ), 실직자, 비경제활동인구등으로변수를정해서분석하고자한다 (Table 2). 근로자의건강및삶의질을보면, 현재만성적인질병유무에서제조업이면서질병을가진대상자는 36.8과아닌경우 63.2% 로분류하며, 일주일평균운동일수에서제조업에종사자들이 5일 (50%) 6일 (70%) 을제외한나머지가 30~40% 로나타나고있다. 그리고현재흡연여부에서는제조업에서질병이있는군에서 43.4% 로나타났으며, 하루평균흡연개수는 9개피가매우높은 48% 로나타났고그외에는 30% 로분포하고있다. 현재음주여부에서제조업이면서질병을가진대상자는 43% 며, 평소음주횟수에서월2~3 회이상의평균 40% 대로나타나고있다 (Table 3). 삶의질과가구의일반적특성을고려한문항으로는현재자기자신의생활에대해느끼는정도에서대체로그렇다와항상그렇다가높은 48%, 41% 로나타났으며, 제조업의나머지는 30% 를구성하고있다. 그외에자신의행동에대한생각, 자신의행동에대한생각 (2번째 ), 만남횟수 ( 이웃 ), 모임횟수 ( 종교모임 ), 최종학력 ( 졸업여부 ), 혼인상태, 일상생활수행의어려움 ( 직업활동 ), 여가시간주로하는활동등으로구성하고있다 (Table 4). 마지막으로일자리특성을고려한문항에서는크게 2가지로보고있으며, 먼저일자리종사상지위에있어세부적으로는정규직임금근로자, 비정규직임금근로자, 종업원있는고용주, 종업원없는자영업자, 무급가족종사자로나누어졌으며, 일자리직업의세부는관리자, 전문가및관련종사자, 사무종사자, 서비스종사자, 판매종사자, 농림어업숙련종사자, 기능원및관련기능종사자, 장치 / 기계조작및조립종사자, 단순노무종사자, 군인등으로구성하고있다 (Table 5). 2. 자료분석자료분석은 SAS 버전 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC, USA) 를사용하여분석하였다. 분석대상자의특성을파악하기위해기초분석과표준화를반영한발생률을분석하였다. 그리고대상자의근무시간및산업재해이전에발생했던만성질병과의관계를평가하기위해로지스틱회귀모델에의해분석하였다. 또한 95% 신뢰구간 (confidence interval, CI) 와확률비율 (odds ratios, ORs) 의결과로유의적인차이를보는검정을확인하였다. 모든분석의경우, p 값 <0.05 는통계적으로유의한것으로간주하였고종속변수에영향을미칠수있는보정변수인성별, 연령, 최종학력, 권역별 ( 대구 / 경북, 강원, 경남 / 울산, 경기, 인천, 전라, 충청 ) 을반영하여확률비율을산출하였다. 142

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 Table 2. Association between individual characteristic and working conditions with period and type. Working period Type 1 of EA Type 2 of EA Type 3 of EA Type 4 of EA n=1,123 (%) Inside a month 284(36.6) One to two months 84(10.8) Two to three months 49(6.3) Three to four months ND Four to five months 23(3.0) Five to six months 42(5.4) Six months to one year 91(11.7) One year to two year 53(6.8) Two year to three year 33(4.2) Three year to four year 31(4.0) Four year to five year 13(1.7) Five years to ten years 47(6.0) Ten years to twenty years 17(2.2) Over twenty years 10(1.3) Employed 618(79.5) Unemployed 159(20.5) Employment 618(79.5) Dismissal 26(3.3) Economically active population 133(17.1) Back-to-work 174(22.4) Re-employment 381(49.1) Self-employed 57(7.3) Unpaid family workers 6(0.8) Dismissal 26(3.3) Economically active population 133(17.1) Back-to-work(continue) 170(21.9) Back-to-work(new) 4(0.5) Re-employment(continue) 258(33.3) Re-employment(new) 123(15.8) Self-employed(continue) 44(5.7) Self-employed(new) 13(1.7) Unpaid family workers(continue) 5(0.6) Unpaid family workers(new) 1(0.1) Dismissal 26(3.3) Economically active population 133(17.1) p-value <0.0001 0.3859 0.5982 0.0004 0.0045 3-3. 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에영향을미치는요인 143

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) III. 연구결과 1. 전체근로자의특성결과 1) 근로기간및근로환경 (N=1,123) 제조업남성의근속기간을 1개월미만 284명 (36.6%), 6-12개월미만 289명 (25.7%), 1-3년미만 86명 (7.7%), 3-5년미만 44명 (3.9%), 5년이상 74명 (6.6%) 으로분포하였다. 제조업의특성상인사이동및근로환경의수명이짧은경향을보이고있으며, 무엇보다 1년미만의제조업자의 80% 를차지하는것을보면작업환경으로재해가많이발생할수있는것으로보이고있다 (p-value=0.0001). 그리고근로환경의경제활동에미치는것으로취업자 (79.5%) 와미취업자간 (3.3%) 의분류및비경제활동인구 (17.1%) 등으로구분되어졌을때통계적으로영향을주지않았으나구체적인변수명의형태에서, 원직장복귀 ( 지속, 21.9%), 원직장복귀 ( 신규, 0.5%), 재취업 ( 지속, 33.3%), 재취업 ( 신규, 15.8%), 자영업주 ( 지속, 5.7%), 자영업주 ( 신규, 1.7), 무급가족종사자 ( 지속, 0.6), 무급가족종사자 ( 신규, 0.1), 실직자 (3.3%), 비경제활동인구 (17.1) 등으로 3분류및 4분류를하면각각 p-value=0.0004, 0.0045 로유의한값을보이고있다 (Table 2). Table 3. Association between industrial workers and health problems. Current chronic disease Week average exercise Current smoking Number of daily smokers Current drinking Number of drinking NO n=518 (%) YES n=388 (%) yes 165 (63.2) 96 (36.8) no 353 (54.7) 292 (45.3) 1 day 45 (57.7) 33 (42.3) 2 day 43 (53.1) 38 (46.9) 3 day 54 (63.5) 31 (36.5) 4 day 21 (56.8) 16 (43.2) 5 day 28 (49.1) 29 (50.9) 6 day 7 (30.4) 16 (69.6) 7 day 38 (64.4) 21 (35.6) yes 279 (56.6) 214 (43.4) no 239 (57.9) 174 (42.1) more than 40 38 (62.3) 23 (37.7) 20 ~ 39 3 (75) 1 (25) 10 ~ 19 88 (65.2) 47 (34.8) less than 9 110 (51.6) 48 (48.4) yes 377 (56.9) 286 (43.1) no 141 (58.0) 102 (42.0) < Once a month 30 (75) 10 (25) Two or three a month 30 (54.5) 25 (45.5) weekly~semiweekly 90 (54.2) 76 (45.8) triweekly~triweekly 178 (56.5) 137 (43.5) every day 49 (56.3) 38 (43.7) p-value 0.0194 0.0024 <.0001 0.9829 0.0001 0.0006 144

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2) 건강및삶의질 (N=906) 제조업남성의건강및삶의질의평가자료로서, 만성질환이있는대상자의 36.8% 가없는집단에비해통계적으로의미가있으나 (P=0.0194) 세부적인관계에서는나타나지않았다. 이는대상자의수가적어서의미가없는것으로나타났지만, 1) 디스크, 고혈압, 2) 관절염, 요통, 좌골통, 저혈압, 3) 당뇨병순으로각각 33%, 21%, 17% 로구성하고있으나통계적으로유의하지않았다. 그리고일주일평균운동일수에서는 5~6일이각각 51%, 70% 로높으며나머지는 30~40 으로구성하여통계적으로유의하게나왔다 (P=0.0024). 이는제조업의특성상과도한운동과지속적인관리가잘이루어지지못했을것으로생각되며, 여가의활동에서없는경향을보면짧은시간의운동을한것으로판단할수가있었다. 그러나본연구의결과에미치는것으로보면앞으로전문가의관리로직업의삶에질을높이는것에중점을두는것이매우중요하게생각할것이다. 마지막으로흡연및음주에서각각 43.4% 와 43.1% 에서통계적으로의미가있었다 (P=0.0001, 0.0001). 이중에서흡연의개수에영향을보이지는못했으나, 음주에있어횟수가주요한작용으로월별및주별높은횟수에각각 43~45% 로영향을주는것으로보이고있다 (P=0.0006). 3) 삶의질과가구의일반적특성 (N=906) 제조업남성의삶의질과설문지의개인의특성을고려한결과로서, 현재자기자신의생활에대해느끼는정도에서그렇다에서 72% 로높은경향을보이고통계적으로유의하게나타났다 (P=0.008). 그리고자신의행동에대한생각에서는반대로그렇치못한행동에서 63% 로높으며, 이는과거의불안한제조업의환경에서현재좋아지는과정으로볼수가있으며이는통계적으로유의한결과를보여주고있다 (P=0.0549). 과거자신의행동에대한생각을다시물어보았을때역시보통과그렇다에각각 45% 로나타났으며부정적인경향은매우낮게나왔다. 이것으로보아다시생각했을때자신의행동에대한생각의변화로주관적으로미치는것이거의없을것으로생각된다. 결과적으로유의한결과를나왔다 (P=0.0511). 만남횟수 ( 이웃 ) 및모임횟수 ( 종교모임 ) 의외부적인활동에서거의그렇치않다응답에서각각 46%, 85% 로높은반면 1달또는 1주에 20% 이하로서낮은경향을보이는것은근무이외여가시간의부족으로잠의보충과다른외적인스트레스를푸는것으로벼여주고있다 (P=0.0143, 0.046). 그외에최종학력 ( 졸업여부 ), 혼인상태, 일상생활수행의어려움 ( 직업활동 ), 여가시간주로하는활동등에서각각 (P=0.0185, 0.0336, 0.0127, 0.0076). 4) 일자리특성 (N=777) 제조업남성일자리환경의특성을고려한결과로서, 정규직임금근로자에비해비정규직임금근로 자 (13.1%), 종업원있는고용주 (3.7%), 종업원없는자영업자 3-3. 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에영향을미치는요인 145

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) Table 4. Association between quality of life, and general characteristics of household. NO n=518 (%) YES n=388 (%) p-value 현재자기자신의생활에대해느끼는정도 자신의행동에대한생각 자신의행동에대한생각 (2 번째 ) 만남횟수 ( 이웃 ) 모임횟수 ( 종교모임 ) 최종학력 ( 졸업여부 ) 혼인상태 일상생활수행의어려움 ( 직업활동 ) 여가시간주로하는활동 -1 순위 대체로그렇지않다 55(10.6) 25(6.4) 보통이다 139(26.8) 85(21.9) 대체로그렇다 220(42.5) 205(52.9) 항상그렇다 104(20.1) 73(18.8) 전혀그렇지않다 83(16.0) 50(12.9) 그렇지않다 209(40.3) 193(49.7) 보통이다 174(33.6) 109(28.1) 그런편이다 46(8.9) 34(8.8) 매우그렇다 6(1.2) 2(0.5) 전혀그렇지않다 5(1.0) 2(0.5) 그렇지않다 58(11.2) 32(8.2) 보통이다 194(37.4) 177(45.6) 그런편이다 218(42.1) 157(40.5) 매우그렇다 43(8.3) 20(5.2) 거의만나지않는다 216(41.7) 179(46.2) 6개월에 1회정도 37(7.1) 33(8.5) 한달에 1회정도 77(14.9) 68(17.5) 일주일에 1회정도 124(23.9) 85(21.9) 거의매일 64(12.4) 23(5.9) 전혀참여하지않는다 420(81.0) 330(85.1) 한달에 1회미만 19(3.7) 18(4.6) 한달에 1회정도 7(1.4) 2(0.5) 한달에 2~3회정도 7(1.4) 6(1.5) 일주일에 1회정도 45(8.6) 29(7.5) 일주일에 2회이상 20(3.9) 3(0.8) 졸업 416(97.7) 308(97.7) 재학 3(0.7) 11(0.7) 중퇴 7(1.6) 3(1.6) 미혼이다 20(4.5) 18(5.4) 기혼이며배우자가있다 403(91.4) 287(85.6) 혼인하였으나별거 1(0.2) 0(0.0) 이혼 3(0.7) 3(0.9) 배우자사망 14(3.2) 27(8.1) 매우그렇다 37(7.1) 17(4.4) 그렇다 90(17.4) 42(10.8) 보통이다 61(11.8) 58(14.9) 그렇지않다 141(27.2) 109(28.1) 전혀그렇지않다 189(36.5) 162(41.8) 감상, 관람 ( 연극, 영화, 연주회등 ) 9(1.7) 3(0.8) TV 시청 ( 유선방송, 비디오포함 ) 301(58.2) 228(58.9) 컴퓨터또는인터넷활용 20(3.9) 18(4.6) 승부놀이 ( 바둑, 당구, 경마등 ) 1(0.2) 4(1) 창작적취미 ( 미술, 서예, 글쓰기, 악기연주등 ) 3(0.6) 2(0.5) 독서, 신문이나잡지보기 9(1.7) 16(4.1) 스포츠 ( 축구, 테니스, 수영등 ) 26(5.0) 10(2.6) 사회 ( 자원 ) 봉사활동 1(0.2) 2(0.5) 여행 ( 관광, 등산, 낚시, 하이킹등 ) 18(3.5) 18(4.6) 사교일 ( 친구, 친척만남, 모임등 ) 32(6.2) 25(6.4) 가족관련일 ( 외식, 쇼핑, 주말농장등 ) 9(1.7) 15(3.9) 휴식 ( 수면, 사우나등 ) 73(14.2) 41(10.7) 종교활동 15(2.9) 2(0.5) 0.008 0.0549 0.0511 0.0143 0.046 0.0185 0.0336 0.0127 0.0076 (34.6%), 무급가족종사자 (44.3%) 로매우불안전한요인으로보여주고있으며, 각각 3배에서많게는 44배위험이작용을하는것으로보여주고있다. 이는제조업의특성상앞서논의된다양한인자와직접적인영향으로작용을하며, 불안전한남성의제조업이노출된것으로보여주며통계적으로유의하다 (p for trend=0.0001). 그리고세부적인영 146

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 향을주는남성근로자의관리자의 1.4% 에비해전문가및관련종사자의 14.9%, 사무종사자의 10%, 서비스종사자의 23.4%, 판매종사자의 10.4%, 농림어업숙련종사자의 13%, 기능원및관련기능종사자, 장치 / 기계조작및조립종사자각각 6.9%, 단순노무종사자의 8%, 군인의 4.9% 로분포하고있으며, 서비스및판매에서 13, 5배위험요인이작용하고반면농림어업숙련종사자에서매우높은 34배증가하는것으로보여주고있다. 이는통계적으로유의하다 (p for trend=0.0001). 결과적으로농림어업의일정한수입이아닌환경과서비스와판매에의존하는제조업의환경이매우나쁘게작용을하는것으로보여주고있다. Table 5. Association between industrial workers and occupation characteristics. n=777 (%) *aor (95% CL) Full-time 33(4.2) 1 Temporary employees 102(13.1) 2.97 (2.25-3.93) 일자리종사상 Employer with employees 29(3.7) 2.51 (1.25-3.93) 지위 Self-employed without employees 269(34.6) 20.69 (9.33-45.86) Unpaid family workers 344(44.3) 43.83 (5.89-325.85) p for trend <.0001 Manager 11(1.4) 1 Expert 116(14.9) 1.99(0.87-4.57) White-collar job 78(10.0) 0.66(0.32-1.37) Service 182(23.4) 13.48 (3.51-51.74) 일자리직업 Salesman 81(10.4) 4.55 (1.96-10.59) Farming, fisheries (skilled workers) 101(13.0) 33.63 (4.22-268.16) Technician 54(6.9) 0.35 (0.18-0.66) Assembler 54(6.9) 0.18 (0.09-0.34) Simple laborer 62(8.0) 1.24 (0.61-2.51) Soldier 38(4.9) >999.9 (<0.001->999.9) p for trend <.0001 Individual characteristic; aor, adjusted odds ratio; CI, confidence interval *Adjusted for age, school, area IV. 고찰및결론 1. 전체근로자의특성결과본연구는대한민국의산업재해에발생에따르는남성제조업의근로자간의연관성을분석하였으며, 사업장의특성과개인의특성을고려한결과로서산재보험패널조사대상자 2000 명에서다양한관계를기술통계분석을활용하여분석하였다. 그결과제조업의종사자중에서산업재해에해당하는설문지중심으로이루어져있으며, 본연구의특성은여성에비해남성이높은분포를가지고있으며, 여성의특성을고려하기엔너무작은변수라서제외를하였다. 이러한결과를중심으로근로자의건강에영향을주는다양한이자를통해만성질환에영향을주는결과를만들었으며, 일자리의불안전한요소와근로환경에서단기간근무환경과같은인자를본선행논문에서다른요인을추가하여분석을하였다.10, 11) 3-3. 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에영향을미치는요인 147

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 많은근로환경의조건이만성질환과건강에나쁜것으로보는논문은거의없으며, 본연구의특성을고려하는변수가적어서다소어려운점은있으나이러한지표로국내외동양을파악하는데주요한결과로서활용을하고자한다. 첫째. 근로기간및근로환경이제조업의남성에서보면, 작용요인중 1년미만의제조업자에서 80% 로높은경향을보이고있다. 이러한근무기간으로부터심리적인작용과고용불안요소는 2000 년대에중요한변수로일부논문에서논의된것이있으며,12) 본연구에서도이러한작용이역시발생되었다. 본연구가전체를대변할수는없지만청소년의근로환경조건과중년층의퇴직으로부터노령의저인금의작용은어제오늘일은아니다. 이러한문제가삶의질을떨어뜨리는요인으로생각할수가있으며, 또다른관점에서는짧은근무환경으로적용될수있는특성을고려해보면비경제활동인구및재취업자의신규및지속성에서각각 17%, 16%, 33% 로높은경향을보이고있다. 둘째, 건강및삶의질이제조업의남성에게나쁘게작용하는측면에서보면, 심리적인작용이매우클것으로생각되며, 무엇보다근무환경과근무조건에따른요소가작용을일으키고불규칙한운동과식단이일부선행연구가근로자에게중요하게작용하는것으로보고있다. 그래서본연구의 5~6일운동을한근로자가건강에나쁜영향을주는것은짧은시간과규칙적이지못한식단등으로오는것이아닐까생각했으며, 직접적인근무의스트레스를술 (43%) 과담배 (43%) 로의존하는것으로보고있다. 이는통계적으로유의하며회식등과같은음주에영향은횟수가많을때 43~45% 로높은영향을보여주고통계적으로유의한것으로나타났다.13) 이는불안전한근무환경에자기발전과개인의여과가보장이되지않는상태에서다양하게작용되는음주로작용할것으로생각된다.14) 세번째, 삶의질과개인의일반적인특성이제조업의남성에게나쁘게작용하는측면에서보면, 대상자전체중에 906명으로분석한결과 현재자기자신의생활에대해느끼는정도에서그렇다 는응답이 72% 로매우높은경향을보이고있으며, 자신의행동에대한생각에서는반대로그렇게하지못한행동 에서 63% 로높은경향을보이고있다. 이두결과통계적으로각각 P=0.008, 0.0549 유의하게나타나고있다. 이는과거의다른근무환경과다른부서에서현재좋아지고있음을보여주는것으로건강에영향을과거의시점에직접적인요인을볼수가있다. 그리고과거자신의행동에대한생각을다시물어보았을때역시낮아서과거의환경에서서서히개선이되는것으로볼수가있다. 한편으로여가의활동에서보면만남과모임에서직접적인요인은이웃과종교의모임으로보여주고있으며, 모임의횟수는대체로낮은분포를가지고있다. 이는적은시간이라도이런모임을통해서스트레스및질환의나쁜영향을막을수있을것으로생각된다. 마지막으로, 전제대상자중에 777명의일자리특성과제조업의남성에게건강의악화요인으로는정규직임금근로자에비해비정규직임금근로자 (13.1%), 종업원있는고용주 (3.7%), 종업원없는자영업자 (34.6%), 무급가족종사자 (44.3%) 등으로매우높은분포를구성하고있으며, 앞서선행논문및연구의결과에따르는불안한요소가여기에서도작용을하고있다.15) 이는위험도가작게는 3배많게는 44배위험도가증가하는것으로볼수가있다. 다른여성과는달리남성은가장으로서중요한위치에있는것인만큼불안요소가크면더욱이건강에악화요인으로작용할수가있다는일부논문에서보고된것으로알려져있다.16) 그리고다른불안전한요소가작용되는것은관리자는 1% 로서전문가및관련종사자의 14% 에비해서비스 23%, 판매업 10%, 농림어업 13% 로서제조업의비전문성의비율이높은것을보여주고있다. 이결과로서비스및판매에서 13, 5배, 농림어업숙련종사자에서매우높은 34배등으로위험도가증가하는것으로보여준다 (p for trend=0.0001). 이결과근로환경의다양한변화와근로환경의안정을위한제도적인장치가필요로할것으로생각된다. 148

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 결과적으로제조업의남성근로자가다양한근로환경의불안요소로인한만성질환및건강의악화요인으로작용할것으로생각된다. 이는앞선선행연구와같은경향을보여주고있으며, 지속적으로혹은장기적으로이러한노출의변화가개인뿐만아니라사회의전반적인영향을주는것으로볼수가있다. 그래서다양한환경의변화가요구되며, 작업장의관리방안이모색되어야하며, 여가의여유를통한삶의질향상이제품의생산에도움을가져올것으로사려가된다. 마지막으로, 산업장의산업안전보건법의준수여부와산업재해발상에따른산재패널의다양한고려를통한관계규명을하고자하며, 예방을위한기본적인규칙으로서역할을다하고자한다. 다만사업장의개별특성이나시간적변화를포함한건강과안전보건활동수준의특성의한계를느끼지만다양한인자로건강의관리가이루어졌으면한다. 참고문헌 1. 한국산업안전보건공단산업안전보건연구원, 2008 년 4/4분기산업재해발생보고, 한국산업안전보건공단산업안전보건연구원, 2009. 2. Griffin, M. A., and Neal, A., Perceptions of safety at work: A framework for linking safety climate to safety performance, knowledge, and motivation, Journal of Occupational Health Psychology, Vol. 5, No. 3, pp. 347~358, 2000. 3. Mearns, K., Flin, R., Gordon, R., Fleming, M., Measuring safety climate on offshore installations, Work and Stress, Vol. 12, pp. 238~254, 1998. 4. Zohar, D., Safety climate in industrial organizations: theoretical and applied implications, Journal of Applied Psychology, Vol. 65, No. 1, pp. 96~101, 1980. 5. Vinodkumar, M.N. and M. Bhasi, Safety Climate factors and its relationship with accidents and personal attributes in the chemical industry, Safety Science, Vol. 47, pp. 659~667, 2009. 6. Gyekye, A. S., Salminen, S., Educational status and organizational safety climate: Does educational attainment influence workers' perceptions of workplace safety?, Safety Science, Vol. 47, pp. 20~28, 2009. 7. 하주영 이은희 손현미, 2011, 노인의만성질환경험, 질적연구 12: 11~24. 8. 한금선, 2003, 만성질환자의스트레스지각, 기분상태, 스트레스증상에관한연구, 대한간호학회지 33: 87~94. 9. Borg, C., I. R. Hallberg, and K. Blomquist, 2006, Life Satisfaction among Older People with Reduced Self-Care Capacity: The Relationship to Social, Health, and Financial Aspects, Journal of Clinical Nursing 15: 607~618. 3-3. 제조업남성근로자의작업환경이만성질환및경제활동에영향을미치는요인 149

3 주제산재근로자의노동시장참여 (2) 10. National Institute for Occupational Safety and Health(NIOSH). Musculoskeletal disorders(msds) and workplace factors: a critical review of epidemiologic evidence for work-related musculoskeletal disorders of the neck, upper extremity, and low back. Cincinnati, OH: 1997. 11. Gillen, M., Baltz, D., Gassel, M., Kirsch, L., and Vaccaro, D., Perceived safety climate, job demands, and coworker support among union and nonunion injured construction workers, Journal of Safety Research, Vol. 33, pp. 33~51, 2002. 12. Oh-Jun Kwon. A Study on the Factors Influencing Safeness of Work Environment in Manufacturing Industry. Journal of the Korean Society of Safety. 2009. 24(5); 77-83. 13. Park, Am. 일부제조업근로자들의요통유병률과요인에관한조사. Journal of Preventive Medicine and Public Health. 1993, Vol.26 No.1. 14. JinWook Kang, YoungSeoub Hong, HyunJae Lee, ByungJin Yeah, JungIl Kim, JungMan Kim, KapYeol Jung, JoonYoun Kim. Factors Affecting Fatigue and Stress in Male Manufacturing Workers. Annals of Occupational and Environmental Medicine. Vol.17 No.2 [2005]. 15. Eun-Sook Shin. Convergence Relationship between Occupational Stress and Fatigue Symptoms among Blue Collar Workers in Manufacturing Plants. Korea Convergence Society. Vol.7 No.1, 57-68 [2016]. 16. CDCP(Centers For Disease Control and Prevention), 2009, Chronic Diseases: The Power to Prevent, The Call to Control: At a Glance 2009, http://www.cdc.gov/chronicdisease/resources/publications/ AAG/pdf/chronic.pdf. 150

대학원생학술논문경진대회수상작 4-1. ( 우수상 ) 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 생활만족도간의종단적영향관계분석 - 오소윤 ( 대구대직업재활학과 ) - 이수용 ( 대구대직업재활학과 ) 4-2. ( 우수상 ) 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가생활만족도에미치는종단적영향연구 - 김경희 ( 성결대사회복지학부 ) 4-3. ( 우수상 ) 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 : 2 Part Model 을이용한산재보험의종단적영향검정 - 심현진 ( 고려대보건과학과 )

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 4-1 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 생활만족도간의 종단적영향관계분석 오소윤 *, 이수용 ** 요 약 본연구는산재근로자의직장복귀형태에따른괜찮은일자리와직무만족도, 생활만족도의차이와이들변수간구조적영향관계를파악하는데목적을둔다. 자료및표본은산재패널조사 1 3차년도의자료를이용, 총 645명 ( 원직장 414명, 재취업 231명 ) 을다변량잠재성장모형을활용하여분석하였다. 이러한절차를토대로도출한결론은다음과같다. 첫째, 모든결과에서원직장복귀를한산재근로자가재취업산재근로자에비해괜찮은일자리, 직무만족도, 생활만족도가더높았다. 둘째, 괜찮은일자리초기치가높을수록직무만족도초기치는높았으며괜찮은일자리가빠르게증가할수록직무만족도도빠르게증가하였고, 직무만족도의초기치가높을수록생활만족도의초기치가높았으며, 직무만족도가빠르게증가할수록생활만족도역시빠르게증가하였다. 통제변수의영향에서는연령이많을수록괜찮은일자리초기치가낮았고, 학력이높을수록괜찮은일자리초기치가높았으며, 재취업을경우괜찮은일자리초기치가낮았다. 또한연령이많을수록괜찮은일자리점수의증가가느렸고, 재취업의경우괜찮은일자리점수의증가가더했다. 직무만족도초기치의경우여성이남성에비해높았으며, 직무만족도의변화율에서는연령이많을수록직무만족도의감소가덜했다. 또한여성의경우생활만족도의초기치가남성보다낮았다. 마지막으로직무만족도는괜찮은일자리와생활만족도를완전매개하는하는것으로나타났다. 본결과를바탕으로산재근로자의원직장복귀율과직무만족도를높이기위한다각적인정책과지원이필요하다는점을제언하였다. I. 서론 21세기들어서구선진복지국가들은장애를더이상한개인에게내재된특성으로만보지않았다. 장애라는개념은장애인과환경의상호작용이라는개념으로전환되어왔으며장애는사회적책임의문제라는인식이자리잡기시작하였다. 경제개발이본격적으로시작되던 1964년, 우리나라사회보험중최초로산업재해보상보험이도입되었다. 1964 년시행초기에는근로자 500명이상의일부업종만이대상이었으나현재는근로자 1명이상인모든사업장뿐아니라특수형태근로자종사자나자영업자등사회안전망으로산재보험의보호가 * 대구대학교 ** 대구대학교 4-1. 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석 153

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 필요한계층까지가입범위가확대되었다. 특히, 2000 년 산업재해보상보험법 제1조제1항에재활이라는개념이도입되어많은정책이시행되었는데, 대표적으로 산재장해인재활사업 5개년계획 (2001~ 2005) 의수립되어많은산재장애인이재활서비스를받게되었다. 이후 1 3차재활사업중기발전계획 (2006~2014 년 ) 을통해재활사업을체계적으로추진할수있는계기가되었다. 이처럼산재보험의역할과규모는크게성장하였으나우리나라의산재보험제도는그동안산재근로자의보상및치료문제에만초점을맞추어왔고산재근로자의복장복귀문제에관심을갖기시작한것은그리고오래되지않았다 ( 안준기 오세미, 2015). 산재근로자의직장복귀에대한사회적관심이생기면서이에대한성과가측정되기시작하였으나, 단순히 직업복귀율 이라는수치로만평가되어왔다. 산재장해인직업복귀율은 2002 년 25.6% 에서 2014년 52.5%, 2015년에는 56.8% 로 ( 고용노동부, 2015) 지속적으로향상되고있다. 그러나직업복귀율은직장복귀이후의성과에대한다방면적인평가가아니기때문에다양한재활서비스의효과를평가하기에는한계가있다고지적되고있다. 특히산재근로자의직업복귀형태에있어가장바람직하다고간주되는원직장복귀의경우, 2005년 27.3% 에서 2011년 38.7% 로상승률이크지않다 ( 고용노동부, 2012). 또한 2015년기준상시근로자 1,000인이상사업자의산재근로자원직복귀율은 60.7% 인데반해, 20인미만사업장은 35.3% 로대기업과는달리소규모사업장의경우산재가발생하면기존직원으로는업무수행이어려워대체근로자를사용할수밖에없고, 그결과산재근로자가치료후직장에복귀할수없는경우가발생한다. 실제재취업의경우상용근로자의비중이감소하고상대적으로임시직과일용직이증가하는추세를보이고있으며, 근로형태는전일제근로에서시간제근로로, 사업장규모는대규모에서소규모사업장으로, 임금은감소하는양상을보이고있다. 따라서산재근로자에있어이전의근로형태를유지할수있는원직장복귀는매우중요하며 ( 안준기 오세미, 2015) 임금보전율과향후고용유지에큰영향을미친다는점에서산재근로자의원직장복귀를매우중요하게다룰필요가있다 ( 박은주, 2014). 산재근로자의직업복귀의질적측면에서, 직무만족은일자리와관련하여개인이느끼는상태를가장잘보여주는지표이며조직관리와조직구성원모두에게중요한의미를가진다 ( 김복일, 2005). 또한직무만족은삶의질과관련되어있고, 직무는개인에게경제적물질적성장을위한주요도구로써만아니라인간의정서적반응도인간의삶의질을높인다는측면에서그중요성을찾을수있다 ( 이채식 이성규, 2010). 최근직업복귀개념은세계보건기구 (WHO) 에서각국에권장하고있는새로운장애개념인 ICF(International Classification of Functioning, Disability and Health)2) 를바탕으로보다더포괄적으로정의하려는노력이시도되고있다 (Young et al, 2005). 이러한개념에근거한직업복귀의성과는단순한고용지위만으로판단할수없으며, 생산성, 직무만족도, 승진, 장애관리활동 (Disability management activities) 에대한만족등보다포괄적으로측정되어야한다는것이다 (Young et al, 2005). 또한직장으로복귀하는것은단순히휴직을끝내는것이상의의미, 즉직업을유지하기위한지속적인노력이필요하다는것을의미하는점과 (Young, 2010) 새로운장애개념을수용한포괄적인직업복귀개념이라는점에서설득력이있지만평가의용이성때문에많은재활전문가들은여전히직업복귀를고용지위의변화로평가하려는경향이있다 (Young et al, 2005; 이정한, 2015 재인용 ). 산재장해인의원직장복귀는산재근로자가직업에복귀하는주요한경로이며직업유지에도중요한역할을하므로 ( 이승렬, 2005) 재활사업의가장우선적인목표이다. 이에본연구에서는 괜찮은일자리 의개념을적용하여직장복귀유형별산재근로자의 괜찮은일자리 수준과직무만족도 생활만족도에는어떠한영향관계가있는지분석하고자한다. 154

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 그동안의고용과직무만족그리고생활만족간영향관계에관한대부분의연구는횡단적분석이대부분이었다. 하지만본연구에서는산재근로자의복귀형태별 괜찮은일자리 와직무만족도 생활만족도가시간의변화에따라어떤변화패턴을보이는지발견하고, 연차별각변수의발달궤적을분석하여산재근로자의직장복귀이후그들의일자리와생활만족도는어떠한변화가있는지, 그리고그들의현재와미래를위한정책은어떤방향으로흘러가야하는지에대한문제를끊임없이고민해보고자한다. 1. 연구의목적본연구는산재근로자의직장복귀형태에따른괜찮은일자리와직무만족도, 일상생활만족도의차이와이들변수간구조적영향관계를파악하는데목적을둔다. 이와같은연구목적을달성하기위해아래와같은연구문제를설정하였다. 첫째, 복귀유형에따른산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족도, 생활만족도간차이가존재하는가? 둘째, 산재근로자의괜찮은일자리와직무만족도생활수준사이의종단적구조관계는어떠한가? II. 이론적배경 1. 괜찮은일자리, 직무만족도, 일상생활만족도최근들어국제기구나국가들이노동에대한질적접근이강조되면서좋은일일자리 (Good Job) 와 괜찮은일자리 (Decent Work) 등의개념들은혼재되어사용되고있다 ( 이명언, 박상언, 2006). 좋은일자리는노동에대한경제적보상 ( 임금및부가급여 ) 과사회적지위등노동에대한보상이라는측면에집중되지만괜찮은일자리는노동에대한보상뿐아니라실업보상및사회보장등을포함하는인간의기본적권리로서의노동을의미한다 ( 황준욱, 2005). 보다구체적으로괜찮은일자리는최저임금이나탈빈곤가능성등과관련하여불리한위치에있는인구집단이일자리를통해적절한사회적삶의수준을유지할수있는가를판단하는데유용하다. 따라서노동시장에서불리한위치에있는여성, 고령자, 장애인등인구집단이일자리를얻고유지하는문제를논의함에있어괜찮은일자리는적절한개념이될수있다 ( 김은하, 2007; 최옥금, 2005; 홍경준, 2005; Grzywacz & Dooley, 2003). 장애인의좋은괜찮은일자리에대한연구는비교적최근에시작되었는데대표적으로변경희 (2010) 는 괜찮은일자리 를 고용의질 개념으로규정하고임금, 직업위세, 직업배려, 직무만족도등 4 가지변수를이용하였다. 이연구는임금과직무만족등에의존하고있던기존연구에비해 고용의질 을구체화시켰다는점에서큰의미를갖는다. 하지만손지아 박순미 (2011) 는변경희 (2010) 연구의한계점으로장애인일자리의질적수준에대한객관적이고포괄적인접근이되지않은점을언급하면서최근중요한개념으로대두된 괜찮은일자리 (decent job) 개념을도입하여우리나라장애인일자리의질적수준을분석하였다. 이연구에서는 11개로구성된 ILO의 괜찮은일자리 개념의구성요소를활용하였고연구자에의해 고용서비스경험여부 와 편의시설설치여부 등이추가되었다. 본연구에서도괜찮 4-1. 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석 155

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 은일자리의구성요소들을기준으로산재보험패널을활용하여산재장애인들의괜찮은일자리의기준이 될수있는측정가능한지표들을구성하였는데, 선행연구들에서공통적으로제시된적절한임금, 적정 노동시간, 고용안정성, 사회보장, 노사협의의다섯가지요소에 복리후생 지표를추가하였다. < 표 1> 선행연구의괜찮은일자리구성요소 ILO 의괜찮은일자리개념의구성 문순영 (6 요소 ) 최희경 (11 요소 ) 이현미 (8 요소 ) 손지아, 박순미 (10 요소 ) 본연구 (6 요소 ) 1 고용기회 2 적합하지않는노동 자발적일자리선택 일의적합도 3 적절한임금과생산적노동 적절한임금적절한임금적절한임금적절한임금적절한임금 4 적정노동시간 적정노동시간 적정노동시간 적정노동시간 적정노동시간 적정노동시간 5 고용안정성 고용안정성 고용안정성 고용안정성 고용안정성 고용안정성 6 일과가족생활의양립 일과가족생활의양립 7 고용평등직업훈련고용평등고용평등고용평등 8 안전한작업환경 작업환경의안정성 안전한작업환경안전한작업환경안전한작업환경 9 사회보장사회보장사회보장사회보장사회보장사회보장 10 노사협의노사협의노사협의 11 사회경제적맥락 연구자에의해추가된요소 전문적교육 주관적만족 직무만족도 노조유무노조가입여부, 노조의장애인권대변여부 고용서비스경험여부 편의시설설치여부 노사협의 복리후생 지금까지대부분의연구는 괜찮은일자리 를구성하는대표적인변수인임금과고용안정성이직무만족도에미치는영향과관련된연구가주를이루었다 ( 김광자, 2011; 송진영, 2014; 문필동 이정화, 2013; 박자경외, 2009). 상기에언급된연구에서는공통적으로임금이높을수록직무만족도가높고정규직이비정규직에비해더높은직무만족을보이는것으로나타났다. 앞서언급되었듯지금까지장애 156

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 인의괜찮은일자리에관한연구는매우부족한실정으로 고용의질 이나 괜찮은일자리 의주된기준은 직무만족도 를활용한연구이다 ( 박자경외 2009; 이동명 이정주, 2007; 이요행외, 2008). 이와같이직무만족도가 괜찮은일자리 의대리변수로사용된주된이유는직장에서의이직이나일자리특성과관련되어관찰되지않는개인의특성을대리할수있는도구이기때문이다. 하지만괜찮은일자리의특성과관련된객관적정보를결여하고있다는측면에서노동의공급자혹은직업탐색자로서근로자가갖는행위론적준거가약하는비판이있다 ( 방하남 이상호, 2006). 본연구에서는직무만족도를 괜찮은일자리 를구성하는대리변수나하위요소가아닌직무에대한주관적만족도를나타내는별도의변수로구성하여객관적척도로서의 괜찮은일자리 구성요소와의인과관계파악에초점을두었다. 일자리의질은국민의기본생활을보장하는 1차적안정망의역할을담당하며, 그구성요소로서고용기회, 부적절한노동, 노동의안정성, 공평한처우, 안전한노동등이기본생활보장에중요한기준이될수있다 ( 석재은외, 2005). 이처럼근로장애인에게있어 괜찮은일자리 의보장은일상생활만족과밀접한관계를맺는매우중요한예측변수로고려될수있다. Iverson과 Maguire(2000) 는호주퀸즐랜드의노천탄광에서일하는 286명의남성근로자를대상으로직무만족도를매개변수로한직업적 (Job-related), 개인적 (Personal), 환경적 (Environmental), 지역적 (Community) 특성변수와생활만족도 (Life satisfaction) 간영향관계에대해연구한결과직업관련요소에서는업무의과부하 (Work overlad) 가직무만족도를매개하여생활만족도에부정적영향을미치는것으로나타났다. 또한박준성외 (2011) 의연구에서는근로조건 ( 근무환경안정도, 일의지식 / 기능활용도 ) 은생활만족에직접적인효과를미치지는못했지만직무만족과생활만족간의경로에서는유의미한간접효과가있는것으로나타났다. 이는장애인이일자리를통해서궁극적으로생활만족을하는데있어여러변인이있지만, 근로조건과직무만족을함께고려해야하고 ( 이중섭 ; 2009; 전보영외, 2010) 일자리의양적수준뿐아니라양질의고용형태가일상생활만족도를높일수있음을시사하는부분이다. 하지만지금까지의연구에서는 괜찮은일자리 라는다차원적인구조적개념이아닌근로소득이나직업안정성, 직무만족도등의단일변수와의관계에집중하였다. 이에본연구에서는다차원적개념인 괜찮은일자리 와직무만족도, 생활만족도를통합적으로분석할필요가있다고판단하였다. 직무만족과생활만족의관계는 괜찮은일자리 라고일컫는전반적인근로환경속에서서로상호작용하는특성을지니고있기때문이다. 2. 직무만족과일상생활만족직무만족 (job satisfaction) 에대한정의를처음시도한 Hoppock(1935) 에의하면직무만족은 근로자본인이 자신의직무에만족한다 고느끼는심리적 물리적 환경적상태들의결합 이라고한다. Locke(1976) 는개인이자신의직무경험을통해느끼게되는유쾌한혹은궁극적감정의상태라고정의하고있으며, Vroom(1995) 은개인이현재자신이맡고있는업무및역할에대한감성적방향 (affective orientations) 으로직무만족도는이에대한만족여부의정보를나타낸다. 또종업원개인이자신의직무에대한긍정적이거나부정적으로느끼는정도를의미하는것 ( 곽정민, 2009) 이며, 또주어진직무상황가운데개인이나집단이목표를성취하고자할때갖게되는직업적관심또는열의로표현하기도하였다 (Bentley & Rempel, 1970, 박지환, 2009 재인용 ). 4-1. 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석 157

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 Neugarten et al.(1961) 은생활만족이란매일의생활을구성하는활동으로부터기쁨을느끼며자신의생활에대해의미와책임을느끼고자신의목적을성취하였다고느끼며긍정적인자아상을가지는것이라고정의하였고, Campbell(1981) 은생활만족도를행복이나주관적인안녕인만족과유사한개념으로사용되고있다고보고행복은생활에서의작은즐거움이나큰기쁨에이르는감정또는자연적욕구에의해유발되는평안의상태이며, 만족은일정한목표나욕구달성에대한개인의주관적인감정상태로정의하였다. 이에앞서 George(1979) 는유사한개념으로사용하고있는생활만족도, 사기, 행복의개념을명확히구분하여야한다고주장했다. 즉생활만족도는자신이바라던것과실제로성취한것을비교하여자신의전반적인존재의상태를평가하는것이며, 사기는용기, 훈련, 확신, 열의에대한의지와고난을극복하고자하는정신적인상태로현재와미래의상태에대한평가와기대이며, 행복은현재의유쾌한감정을느끼는일시적인기분이라는것이다. 그러나 Moorjani & Geryani(2004) 는생활의질적안녕이란개인이중요하다고여기는다양한생활영역에서갖게되는만족이나행복이라할수있는데, 그동안이러한개념을 생활만족 이나 주관적인안녕 으로혼용해왔다고주장하고있으며, 대부분의학자들은행복을만족과같은개념으로사용하는데동의한다 (Sudheesh & Dileep, 2006; 곽수란, 2007에서재인용 ). 직무만족과생활만족간의인과관계를분석한다수의연구에서직무만족이생활만족도에미치는영향이반대의경우에비해영향이더큰것으로조사되었는데 (Rode, 2002), Judge 와 Watanabe(1993) 는직무만족과생활만족은상호간쌍방적으로서로영향을미치고있고, 생활만족이직무만족에미치는영향보다직무만족이생활만족에미치는영향이더큰것으로조사되었다.( 김종일, 2014 재인용 ). Iverson과 Maguire(2000) 의연구에서도직무만족도와생활만족도간인과관계에서는직무만족도가생활만족도에더강한영향을미쳤다. 본연구에서는직무만족이란조직의구성이직무를수행하기전의요건 ( 안정성, 근로시간등 ), 직무를직접적으로수행하면서느끼는감정 ( 만족감, 열정, 즐거움, 보람, 지속성 ), 또는직무를수행이후뒤따르는보상 ( 개인의발전가능성등 ) 에대한정서적상태를포괄한다고할수있다. III. 연구방법 1. 연구자료및표본본연구는근로복지공단근로복지연구원에서산재근로자를대상으로 2013년부터매년추적조사를시행한산재보험패널조사 1차, 2차, 3차자료를사용하였다. 산재보험패널조사의경우산재근로자 2,000 명을조사대상을한다. 본연구에적용된구체적인분석대상자는 1차~3 차년도자료중분석에필요한항목에결측치를제외한총 645명이며분석대상자의일반적특성 1) 은다음 < 표 2> 에제시한바와같다. 1) 일반적특성은 1 차년도자료를기준 158

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 표 2> 분석대상자의일반적특성 (N=645) ( 단위 : %) 일반적특성 구분 빈도 ( 명 ) 백분율 (%) 성별 남성 555 86 여성 90 14 20대 21 3.3 30대 113 17.4 연령 40대 176 27.3 50대 248 38.4 60대이상 88 13.6 미혼 78 12.1 혼인 498 77.2 최종혼인상태 별거 7 1.1 이혼 44 6.8 사별 18 2.8 무학 9 1.4 초등학교 62 9.6 최종학력 중학교 101 15.7 고등학교 324 50.2 대학교이상 149 23.1 최종자격증보유여부 있다 339 52.6 없다 306 47.4 상용직 520 80.6 최종종사상지위 임시직 73 11.3 일용직 52 8.1 2. 변수의측정및자료분석방법 본연구는산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계를분석하 기위하여변수의구성요소는 < 표 3> 과같다. 구분변수명구성요소비고 주요변수 괜찮은일자리 ( 총 33 점 ) 적절한임금 적정노동시간 고용안정성 < 표 3> 변수의구성요소 원직장한달평균임금재취업한달평균임금 * 평균임금 50% 이하 0 점, 평균임금 50% 이상 1 점 주 40 시간 (5 일 ) 근로제 * 주 40 시간미만근로 : 0 점주 40 시간이상근로 : 1 점 고용형태 * 상용직 : 3 점임시직 : 2 점일용직 : 1 점 고용안정감 ( 지속가능여부 ) 예 : 1 점아니오 : 0 점 E1**003024 E2**004017 E1**003020 E2**004013 E1**001013 E2**004001 E1**005005 E2**006005 4-1. 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석 159

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 구분변수명구성요소비고 사회보장 노사협의 가입여부국민연금, 건강보험, 고용보험각 : 1 점 노동조합유무유 : 1 점무 : 0 점 E1**004049 E2**005047 E1**004050 E2**005048 E1**004051 E2**005049 E1**003026 E2**004018 복리후생 직무만족 (5 점 ) * 역변환 일상생활만족도 (5 점 ) * 역변환 제공여부 23 점 일자리만족도 (9 가지 ) 매우만족 (1) 매우불만족 (5) 일상생활만족도매우만족 (1) 매우불만족 (5) E1**004002 ~ E1**0040046( 짝수 ) E2**005001 ~ E2**0040045( 홀수 ) E1**011001 ~ E1**011009 의평균 Gb**008001 ~ Gb**008006 의평균 성별 ( 더미 ) 남 (0), 여 (1) gender 통제변수 연령 ( 연속형 ) - age 최종학력 ( 연속형변수 ) 무학, 초졸, 중졸, 고졸, 대졸 school 경제활동상태 ( 더미 ) 원직장복귀 (0), 재취업 (1) emp 주요변수의괜찮은일자리의총점은 33점으로구성되었고적절한임금의기준은 ILO에서권고하는전체노동자평균임금 2) 의 2분이 1 이상으로설정하였다. 적정노동시간은주40시간을기준주 40시간미만은 0점, 주 40시간이상은 1점을부여하였고, 고용의안정성은고용안정성과, 고용형태로측정하였는데고용안정성의경우상용직은 3점, 임시직은 2점, 일용직은 1점부여하였고, 고용안정감은일자리의지속이가능할경우 1점, 가능하지않을경우 0점을부여하였다. 사회보장가입여부는국민연금, 건강보험, 고용보험을각 1점으로하여모두가입 3점 모두가입하지않은경우 0점으로측정하였다. 노사협의는노동조합가입여부로구분하여노동조합이있을경우 1점, 없을경우 0점을, 복리후생은회사에서제공하는복리후생을각 1점으로계산하여모두제공할경우 23점, 모두하지않을경우는 0 점을부여하였다. 본연구에서각변수의기술통계와차이분석은 SPSS 24 버전을, 종단자료분석을위한다변량잠재성장모형의경우는 Amos 24버전을사용하였다. 2) 2013(311 만원 ), 2014(323 만원 ), 2015 년 (326 만원 ) 160

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 IV. 연구결과 1. 산재근로자의복귀형태에따른괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도의차이분석복귀형태에따른괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도의차이를분석하기위해독립표본 t-test 를실시한결과복귀형태에따라각변수간통계적으로유의미한차이가있는것으로나타났으며, 세영역모두에서원직장복귀를한경우가, 재취업을한경우에비해평균점수가더높았다. 괜찮은일자리에서원직장복귀자의평균은 1차년도 14.98, 2차년도 15.31, 3차년도 15.45 로나타났으며, 재취업자의평균은 1차년도 9.14, 2차년도 9.67, 3차년도 10.08 로시간이지남에따라약간씩향상됨을보였다. 직무만족에서원직장복귀자의평균은 1차년도 3.44, 2차년도 3.42, 3차년도 3.39, 재취업자의평균은 1차년도 3.24, 2차년도 3.25, 3차년도 3.26으로나타났다. 일상생활만족도에서는원직장복귀자의평균은 1차년도 3.48, 2차년도 3.50, 3차년도 3.51로나타났으며, 재취업자의평균은 1차년도 3.32, 2차년도 3.37, 3차년도 3.40으로두집단모두미미한수준으로향상되었다. 자세한결과는아래의 < 표 4> 와같다. < 표 4> 원직장복귀와재취업간의차이분석 ( 단위 : %) 변수 괜찮은일자리 직무만족 일상생활만족도 취업형태 3 차 (2015) 2 차 (2014) 1 차 (2013) N 평균 N 평균 N 평균 원직장 414 15.45 414 15.31 414 14.98 재취업 231 10.08 231 9.67 231 9.14 t 값 10.750*** 11.298*** 11.511*** 원직장 414 3.39 414 3.42 414 3.44 재취업 231 3.26 231 3.25 231 3.24 t 값 3.295** 3.980*** 4.664*** 원직장 414 3.51 414 3.50 414 3.48 재취업 231 3.40 231 3.37 231 3.32 t 값 3.019** 3.393** 4.239*** ** p<.01, ***p<.001 2. 괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석잠재성장모형은세번또는그이상의종단자료나패널자료에대하여집단평균또는개인에대한변화량을확인하는연구방법 (Duncan et al., 2013) 으로어떤변인의변화경향에관해관심을가질때가장유용하게사용할수있다. 잠재성장모형은 2단계를거쳐분석한다 (kline, 2005). 첫번째단계인비조건모델분석단계에서는일정기간발달곡선 ( 종속변수변화추이 ) 을측정한다음, 각개인의반복측정치 (Repeated Measures) 자료에적합시켜평균발달곡선의초기치 (Intercept) 와변화율 (Slope) 을구할수있다. 두번째단계인조건모델분석단계에서는첫번째단계에서얻어진잠재요인 (Latent) 인초기치와변화율에미치는요인을찾아낼수있다 ( 송태민, 김계수, 2012). 본연구는일반적인잠재성장모형을다변량 (multivariate) 으로확장하여, 각변인의초기치 (initial 4-1. 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석 161

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 status) 와변화율 (change rate) 이다른변인에어떻게영향을미치는데에중점을두었다. 아울러모형의적합도를평가하기위해 χ² 검증과더불어 TLI(Tucker-Lewis Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation), NFI, CFI 등의다양한적합도지수를적용하였다. TLI와 RMSEA 는두지수모두표본크기에영향을받지않으면서도모형의적합도와간명성을모두고려한다는점에 ( 홍세희, 2000), 적합도평가에많이사용되고있다. 이들지수의적합기준은 Hu와 Bentler(1999) 가제시한 TLI=.95 값이상일때, RMSEA=.06 값이하일때를좋은적합도로해석하였고, NFI와 CFI는.90 을기준으로양호하다고판단하였다. 1) 주요변수들의변화선모형추정본연구에서는기존의연구 (Preacher et al., 2008) 에따라무변화, 1요인자유모수변화, 선형변화, 2차년도변화, 3차년도변화, 2요인자유모수변화, 2차함수변화모형등을검증하였으나무변화, 1 요인자유모수변화, 선형변화모형을경쟁모형으로비교하여각변수의최종변화선모형을결정하였다. < 표 5> 주요변수의변화함수적합도및평균 / 분산 χ²(df) NFI TLI CFI RMSEA 초기치평균, 분산변화율평균, 분산 괜찮은일자리 직무만족도 일상생활만족도 무변화모형 50.797(4)***.984.989.985.135 13.287***, 43.202*** 1요인자유모수변화 22.748(3)***.993.994.994.101 12.925***,.40.917 선형변화 2.172(1).999.999 1.000.043 12.918***,.44.332***.309***,.1.232** 무변화모형 6.088(4).989.997.996.028 3.355***,.153*** 1요인자유모수변화 5.549(3).990.996.996.036 3.364***,.153*** 선형변화.000(1) 1.000 1.005 1.000.000 3.366***,..176*** -.010,.019* 무변화모형 21.320(4)***.956.973.964.082 3.450***,.107*** 1요인자유모수변화 13.654(3)**.972.978.978.074 3.417***,.105*** 선형변화.189(1) 1.000 1.005 1.000.000 3.421***,.129***.025**,.129*** < 표 5> 와같이괜찮은일자리의발달궤적을추적할수있는가장적합한잠재성장모형은무조건모델중선형변화모형으로괜찮은일자리초기치의평균과분산이모두유의한차이가있어괜찮은일자리는근로자간간차이가있는것으로나타났다. 1 3차년간의변화율의평균과분산도모두유의한차이가있어괜찮은일자리의변화율에있어서도근로자간차이가있는것으로나타났다. 즉, 괜찮은일자리는 1 3차년동안증가한것으로나타났으며, 괜찮은일자리의평균은 2.172 로시간이지남에따라해마다약.309만큼괜찮은일자리의점수가증가함을의미한다. 초기치와변화율의공분산이부 (-) 적이고 (-1.504 p<.01), 변화율의평균이정 (+) 적인것으로나타나 (.309, p<.001), 1차년도의괜찮은일자리의점수가높은근로자는시간이지날수록괜찮은일자리점수가낮아진다. 즉 1차년도괜찮은일자리점수가높은근로자는 3차년도괜찮은일자리점수가조금증가한반면, 1차년도괜찮은일자리점수가낮은근로자는 3차년도괜찮은일자리점수가크게증가했다. 162

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 직무만족도의발달궤적을추적할수있는가장적합한잠재성장모형은무조건모델중선형변화모형으로직무만족도초기치의평균과분산이모두유의한차이가있어직무만족도는근로자간차이가있는것으로나타났다. 하지만변화율의평균은유의하지않았다. 이러한결과는직무만족도가시간의흐름에따라변화하지않았음을의미하지만, 변화율의분산이유의하기때문에모형3 이적합함을알수있다. 일상생활만족도의발달궤적을추적할수있는가장적합한잠재성장모형은무조건모델중선형변화모형으로생활만족도초기치의평균과분산이모두유의한차이가있어생활만족도는근로자간간차이가있는것으로나타났다. 1 3차년간의변화율의평균과분산도모두유의한차이가있어생활만족도의변화율에있어서도근로자간차이가있는것으로나타났다. 즉, 생활만족도는 1 3차년동안증가한것으로나타났으며, 생활만족도의평균은 3.421 로시간이지남에따라해마다약.025만큼생활만족도의점수가증가함을의미한다. 초기치와변화율의공분산이부 (-) 적이고 (-.020, p<.05), 변화율의평균이정 (+) 적인것으로나타나 (.025, p<.01), 1차년도의생활만족도의점수가높은근로자는시간이지날수록생활만족도점수가낮아진다. 즉 1차년도생활만족도점수가높은근로자는 3차년도생활만족도점수가조금증가한반면, 1차년도생활만족도점수가낮은근로자는 3차년도생활만족도점수가크게증가했다. 2) 연구모델의모수치추정결과각변수의변화함수모형검증결과를바탕으로, 괜찮은일자리, 직무만족도, 생활만족도의관계를 [ 그림1] 과같이설정한다변량잠재성장모형을통해검증하였다. 설정된다변량잠재성장모형의적합도지수는, χ²=1524.026(df=258 p<.000), NFI=.974, TLI=.975, CFI=.978, RMSEA=.041 로모형의적합도는우수한것으로나타났다. 연구모델의모수치추정결과를도표로요약한결과는 < 표 6> 과같다. < 그림 1> 연구모델의모수치추정결과 4-1. 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석 163

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 < 표 6> 연구모델의모수치추정및통계적유의성검증결과 경로 B β S.E. C.R. 괜찮은일자리초기 직무만족도초기 0.031 *** 0.474 0.003 10.864 괜찮은일자리초기 직무만족도변화 -0.003-0.102 0.002-1.73 괜찮은일자리변화 직무만족도변화 0.025 ** 0.167 0.009 2.719 괜찮은일자리초기 생활만족도초기 0.004 0.078 0.003 1.424 괜찮은일자리초기 생활만족도변화 0.00 0.005 0.002 0.065 괜찮은일자리변화 생활만족도변화 -0.01-0.078 0.008-1.324 직무만족도초기 생활만족도초기 0.559 *** 0.684 0.055 10.229 직무만족도초기 생활만족도변화 0.022 0.065 0.032 0.686 직무만족도변화 생활만족도변화 0.571 *** 0.677 0.092 6.221 *** p <.001, ** p <.01, * p <.05 (1) 괜찮은일자리와직무만족도의관계먼저괜찮은일자리초기치는직무만족도초기치에통계적으로유의한정적관계를나타내었다. 즉, 괜찮은일자리초기치가높을수록직무만족도초기치는높았다. 괜찮은일자리의변화율이직무만족도의변화율에미치는영향은통계적으로유의한정적관계를나타내었는데이는괜찮은일자리가빠르게증가할수록직무만족도도빠르게중가한다는것을의미한다. (2) 괜찮은일자리와생활만족도의관계괜찮은일자리가생활만족도에미치는영향에관해알아본결과유의한경로가없었다. (3) 직무만족도와생활만족도의관계직무만족도가생활만족도에미치는영향에관해알아본결과직무만족도초기치는생활만족도초기치에통계적으로유의한정적영향을주는것으로나타났다. 즉직무만족도의초기치가높을수록생활만족도의초기치가높았다. 또한직무만족도의변화율은생활만족도의변화율에통계적으로유의한정적영향을주었는데이는직무만족도가빠르게증가할수록생활만족도역시빠르게증가한다는것을의미한다. (4) 통제변수의영향앞서괜찮은일자리, 직무만족, 생활만족도간의다변량잠재성장모형을분석하였다. 앞서분석한모형은모두통제변수를감안한상태에서의결과이다. 이제추가로통제변수의영향에관해살펴보았다. < 표 7> 은주요변수의변화궤적에영향을미치는통제변수의추정치결과를나타낸것이다. 본연구의모형에포함된통제변수는성별, 나이, 학력, 복귀형태이다. 먼저괜찮은일자리의초기치에통계적으로유의한영향을미치는변수는연령, 학력, 복귀형태로나타났다. 즉, 연령이많을수록괜찮은일자리초기치가통계적으로유의하게낮았고 (B=.-0.571, p<.05), 학력이높을수록괜찮은일자 164

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 리초기치가통계적으로유의하게높았다 (B=1.629, p<.001). 복귀형태의경우는재취업을했을경우괜찮은일자리의초기치가통계적으로유의하게낮았다 (B=-5.549, p<.001). 괜찮은일자리의변화율에영향을미치는변수는연령과복귀형태로나타났다. 즉, 연령은높을수록 (B=-0.165, p<.01) 괜찮은일자리점수의증가가느렸고, 재취업의경우 (B=0.227, p<.05) 괜찮은일자리점수의증가가더했다. 이는재취업의경우괜찮은일자리의초기치가원직장복귀에비해매우낮았기때문으로해석된다. 직무만족도의초기치에통계적으로유의한영향을미치는변수는성별 (B=0.208, p<.001) 이었다. 즉여성의경우직무만족도초기치가남성에비해높았다. 직무만족도변화율에통계적으로유의한영향을미치는변수는연령으로연령이많을수록 (B=0.03, p<.01) 직무만족도의감소가덜했다. 생활만족도의초기치에통계적으로유의한영향을미치는변수는성별로여성의경우 (B=-0.117, p<.05) 남성에비해생활만족도초기치가낮았다. 하지만생활만족도의변화율에통계적으로유의한영향을미치는통제변수는없었다. < 표 7> 통제변수를고려한다변량잠재성장모형의경로계수 ( 단위 : %) 경로 B β S.E. C.R. 성 별 -1.04-0.054 0.672-1.547 연령괜찮은일자리 -0.571 * -0.091 0.257-2.223 학력초기 1.629 *** 0.228 0.294 5.54 복 귀 형 태 -5.549 *** -0.399 0.479-11.573 성 별 0.201 0.06 0.148 1.36 연령괜찮은일자리변화 -0.165 ** -0.152 0.056-2.923 학력 ( 증 ) -0.034-0.027 0.065-0.528 복 귀 형 태 0.227 * 0.094 0.105 2.157 성 별 0.208 *** 0.163 0.055 3.784 연령 -0.003-0.008 0.021-0.166 직무만족도초기학력 0.041 0.088 0.025 1.688 복 귀 형 태 -0.03-0.033 0.043-0.696 성 별 -0.048-0.094 0.03-1.617 연령직무만족도변화 0.03 ** 0.183 0.011 2.636 학력 ( 감 ) 0.017 0.092 0.013 1.314 복 귀 형 태 0.019 0.053 0.023 0.833 성 별 -0.117 * -0.114 0.048-2.456 연령 0.017 0.051 0.018 0.961 생활만족도초기학력 0.002 0.004 0.021 0.081 복 귀 형 태 -0.021-0.029 0.036-0.585 성 별 0.046 0.11 0.029 1.605 연령생활만족도변화 -0.006-0.044 0.011-0.547 학력 ( 증 ) 0.005 0.031 0.013 0.384 복 귀 형 태 0.015 0.05 0.022 0.696 *** p <.001, ** p <.01, * p <.05 4-1. 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석 165

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 3) 다변량잠재성장모형의매개효과본연구에서는다변량잠재성장모형의직접효과외간접효과를분석해보았다. 간접효과는변인들간의직접효과의범위를넘어선새로운현상이기때문에직접효과를논의하는과정속에간접적인효과가존재할수있는논리적추론을제시하면서그의의와가능성을논의할수있다 ( 문수백, 2009). 또한매개효과를가지려면독립변수 -> 매개변수경로계수와, 매개변수 -> 종속변수경로계수가둘다유의적이어야한다. 이것을필요조건으로하여독립변수 -> 종속변수경로계수가유의적이지않은경우에는매개변수가완전매개효과를나타내고, 유의적인경우에는부분매개효과를갖는다 (Baron&Kenny, 1986). 간접효과의유의성을검증하기위하여 Sobel-test 및부트스트래핑 (Bootstraping) 을사용하였고, 검증결과는 < 표8> 과같다. 괜찮은일자리의초기치에서생활만족도의초기치로가는직접효과 (B=.004) 는유의하지않은것으로나타났으며, 직무만족도초기를매개로생활만족도초기치로가는간접효과 (B=.017, p<.001) 는유의한것으로나타났다. 즉, 괜찮은일자리초기치는직무만족도를매개로생활만족도를높여주는완전매개역할을하는것으로나타났다. 괜찮은일자리변화율에서생활만족도의변화율로가는직접효과 (B=-.010) 는유의하지않은것으로나타났으며, 직무만족도변화율을매개로생활만족도변화율에영향을미치는간접효과 (B=.014, p<.01) 는유의한것으로나타나괜찮은일자리의점수가더증가할수록직무만족도의감소는덜해지고, 그로인해생활만족도가더증가하는것으로나타났다. < 표 8> 변인의효과분해결과 경로총효과 3) 직접효과간접효과 괜찮은일자리초기 직무만족도초기.031.031 *** 괜찮은일자리초기 생활만족도초기.022.004.017 *** 직무만족도초기 생활만족도초기.559.559 *** 괜찮은일자리변화 직무만족도변화.025.025 ** 괜찮은일자리변화 생활만족도변화.004 -.010.014 ** 직무만족도변화 생활만족도변화.571.571 *** ( 단위 : %) Sobeltest 7.246*** 2.535* V. 결론및제언 1. 결론본연구는산재근로자의괜찮은일자리와직무만족도, 생활수준사이의종단적구조관계를파악하기위하여복귀유형에따른산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족도, 생활만족도간차이를분석하였고, 괜찮은일자리와직무만족도, 생활수준간종단적구조관계를파악하였다. 이를위해산재보험패널조사 1차, 2차, 3차자료를사용하여각항목별결측치가존재하지않은총 645명의산재근로자를대상으로분석한결과는다음과같다. 3) 효과값은비표준화계수이며, 간접효과의유의성은부트스트랩핑으로검증함. 166

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 첫째, 복귀유형별괜찮은일자리, 직무만족도, 생활만족도세영역에서의차이를검증한결과 1 3 차년의모든결과에서원직장복귀를한산재근로자가재취업산재근로자에비해괜찮은일자리, 직무만족도, 생활만족도가더높았다. 둘째, 다변량잠재성장모형을이용한종단적구조관계분석에서는먼저, 괜찮은일자리초기치는직무만족도초기치에통계적으로유의한정적관계를나타내어괜찮은일자리초기치가높을수록직무만족도초기치는높았으며괜찮은일자리가빠르게증가할수록직무만족도도빠르게증가하였다. 하지만괜찮은일자리가생활만족도에미치는영향에관해알아본결과유의한경로가없었다. 직무만족도가생활만족도에미치는영향에관해알아본결과에서는직무만족도의초기치가높을수록생활만족도의초기치가높았으며, 직무만족도가빠르게증가할수록생활만족도역시빠르게증가하였다. 셋째, 추가적으로성별, 나이, 학력, 직장복귀형태를통제변수로선정하여분석한결과에서괜찮은일자리의초기치에통계적으로유의한영향을미치는변수는연령, 학력, 복귀형태로나타났다. 즉, 연령이많을수록괜찮은일자리초기치가통계적으로유의하게낮았고 (B=.-0.571, p<.05), 학력이높을수록괜찮은일자리초기치가통계적으로유의하게높았다 (B=1.629, p<.001). 복귀형태의경우는재취업을했을경우괜찮은일자리의초기치가통계적으로유의하게낮았다 (B=-5.549, p<.001). 괜찮은일자리의변화율에영향을미치는변수는연령과복귀형태로연령은높을수록 (B=-0.165, p<.01) 괜찮은일자리점수의증가가느렸고, 재취업의경우 (B=0.227, p<.05) 괜찮은일자리점수의증가가더했다. 이는재취업의경우괜찮은일자리의초기치가원직장복귀에비해매우낮았기때문으로해석된다. 직무만족도의초기치에통계적으로유의한영향을미치는변수는성별 (B=0.208, p<.001) 이었다. 즉여성의경우직무만족도초기치가남성에비해높았다. 직무만족도변화율에통계적으로유의한영향을미치는변수는연령으로연령이많을수록 (B=0.03, p<.01) 직무만족도의감소가덜했다. 생활만족도의초기치에통계적으로유의한영향을미치는변수는성별로여성의경우 (B=-0.117, p<.05) 남성에비해생활만족도초기치가낮았으나생활만족도의변화율에통계적으로유의한영향을미치는통제변수는없었다. 또한다변량잠재성장모형의직접효과외간접효과를분석해본결과는괜찮은일자리의초기치에서생활만족도의초기치로가는직접효과 (B=.004) 는유의하지않은것으로나타났으며, 직무만족도초기를매개로생활만족도초기치로가는간접효과 (B=.017, p<.001) 는유의한것으로나타났다. 즉, 괜찮은일자리초기치는직무만족도를매개로생활만족도를높여주는완전매개역할을하는것으로나타났다. 또한, 괜찮은일자리변화율에서생활만족도의변화율로가는직접효과 (B=-.010) 는유의하지않은것으로나타났으며, 직무만족도변화율을매개로생활만족도변화율에영향을미치는간접효과 (B=.014, p<.01) 는유의한것으로나타나괜찮은일자리의점수가더증가할수록직무만족도의감소는덜해지고, 그로인해생활만족도가더증가하는것으로나타났다. 4-1. 산재근로자의괜찮은일자리, 직무만족, 일상생활만족도간의종단적영향관계분석 167

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 2. 제언본연구결과에기초하여후속연구를위해다음과같이제언하고자한다. 첫째, 산재근로자의원직장복귀를위한적극적인제도적노력이필요하다. 본연구를보면, 괜찮은일자리정도, 직무만족도, 생활만족도의모든영역에서산재근로자가재취업을한경우보다원직장으로복귀한경우가더높은것으로나타났다. 이에후속연구에서원직장복귀를위한제도적방안을마련하는연구가이루어져야할것이다. 둘째, 산재근로자가경제활동으로복귀한뒤, 직무만족도를높이기위한다각적인정책적지원이필요하다. 직무만족도가괜찮은일자리와생활만족도를매개하는중요한변수임으로산재근로자가직업생활을영위하면서직무만족도를높일수있는방안을찾는후속연구가이루어져야할것이다. 참고문헌 곽수란, 2009, 중 고등학생의생활만족도패널분석, 교육사회학연구 19, pp. 1-20. 곽정민, 2009, 리더십의특성이리더신뢰, 직무만족도그리고조직시민행동에미치는영향력규명, 석사학위논문, 이화여자대학교대학원. 김광자, 2011, 취업장애인의직업만족도영향요인에관한연구, 박사학위논문, 인제대학교. 김복일, 2005, 외식업체종사원의직무만족과이직의도의관계에관한연구, 박사학위논문, 경기대학교. 김선미 김은하, 2015, 산재근로자의삶의질에영향을미치는요인 : 심리사회적요인을중심으로, 사회과학연구 26(4), pp. 384-411. 김은하, 2007, 일자리의질과노동생산성및분배의관계에관한비교연구, 사회복지정책 30, pp. 115-141. 김종일, 2014, 장애인근로자의생활만족에대한직무만족매개효과연구, 박사학위논문, 한신대학교대학원. 남춘호, 2011, 고용의질지수를이용한노동시장의불평등과양극화추세분석, 경제와사회 92, pp. 305-350. 문수백, 2009, 구조방정식모델링의이해와적용, 서울 : 학지사. 문순영, 2008, 돌봄노동일자리의일자리질 (quality of job) 에대한탐색적연구, 사회복지정책 33, pp. 207-237. 문필동 이정화, 2012, 장애인근로자의이직의도에영향을미치는요인연구, 직업재활연구 22(2), pp. 77-96. 박은주, 2012, 산재근로자의첫직업복귀기간에관한연구, 한국사회복지학 64(4), pp. 359-381. 168

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제 3 회산재보험패널학술대회논문집 4-2 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의 상태변화가생활만족도에미치는종단적영향연구 김경희 * 요 약 장해를가진산재근로자가경제활동을재개하는것은자신의근로를되찾는동시에기업의사회적책임을다할수있게한다는점에서매우중요하다. 하지만장해를가진산재근로자의사회경제적지위와경제활동이이전상태로되돌아갈가능성은그리높지못할뿐만아니라그로인한생활에서의낮은만족감이예상되나, 이와관련된연구는매우미미한실정이다, 이에본연구는산업재해로인해장해를가진산재근로자들의경제활동과사회경제적지위의상태변화가그들의생활만족도에어떠한영향이있는지를종단적으로살펴보는것을목적으로하였다. 이를위해근로복지공단에서구축한제1차에서제3차산업재해패널조사 (PSWCI) 자료를활용하였으며, 장해를가진산재근로자 1,030 명을대상으로분석을수행하였다. 분석결과, 첫째, 미취업에서원직장복귀로전환된경우만이생활만족도를향상시키는요인으로나타났다. 미취업에서재취업으로전환된경우는오히려생활만족도를낮추는것으로나타났으며, 원직장복귀에서재취업으로전환된경우는생활만족도에영향을미치지않았다. 둘째, 사회경제적지위는중층이상을지속적으로유지한경우만이생활만족도를향상시키는요인으로나타났다. 중층이상에서하층으로전환된경우는생활만족도를낮추는결과를보였으며, 하층에서중층이상으로전환된경우는생활만족도에영향이없게나타났다. 이와같은연구결과를토대로, 장해를입은산재근로자의원직장복귀와사회경제적지위의중층이상의유지를통해그들의생활만족도를향상시킬수있는몇가지제언을하였다. 주제어 : 산재근로자, 경제활동, 사회경제적지위, 생활만족도, 종단연구 I. 서론 우리나라의산업재해는외환위기이후경기회복세로인해제조업가동율과건설수주액의증가, 안전보건규제의완화, 사업장내안전보건을하는관리조직의약화, 또한 2003 년부터 5인미만사업장에대한산업안전보건법적용확대와고용환경의변화에따른비정규직, 고령근로자, 외국인등산업재해취약계층의증가등에기인하여, 1998 년이후부터증가하다가 2001 년부터실시한 50인미만사업장에 * 성결대학교사회복지학부 4-2. 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가활만족도에미치는종단적영향연구 173

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 대한클린사업등의지원사업과 2004 년부터실시한사망재해에대한예방대책등의효과가나타나면서부터감소추세로반전되어, 산업재해율은 2005 년 0.77%, 2012 년 0.69%, 2014 년말 0.65% 로낮아지고있다. 그러나이수치는 2012 년기준으로일본의 0.20%, 독일의 0.17%, 미국의 0.35%, 영국의 0.04% 에비해현저히높은수준이다. 또한고용노동부 (2015a) 는 2014 년한해동안 90,908 명의산재대상자가발생하였으며, 이중약 3만7천명이산업재해장해판정을받았으며, 산업재해에의한사망이 1,850 명에달한다고하였다. 산업재해를당한근로자들은질병으로치료기간또는이후에도불안과스트레스등심리사회적문제를경험하고, 이로인해장해를가진산재근로자들의직장과생활만족에부정적인영향을미치기때문에, 이들에대한관심이절실히필요하다 ( 박수경, 2014; 안준기, 오세미, 2015). 우리나라는 1964년에산재로부터산재근로자를보호하기위해산업재해보험제도를도입하였다. 이후그역할과규모가크게성장한것으로평가되고있지만, 우리나라의산업재해보험제도는그동안산재근로자의보상과치료문제에초점을맞추어왔고, 그들의이후직업으로부터의복귀나삶의질에대한관심은부족한실정이다 ( 양재성외, 2012; 안준기, 오세미, 2015). 즉, 2012 년기준으로요양급여, 장해급여등의산재근로자의치료비용은연간약 3조5천억원이발생하였으며, 산재발생후산재근로자의실질소득은 36.5% 가감소되었고, 별거율은 2.6배, 이혼율은 3배가증가하였다 ( 고용노동부, 2012). 따라서산업재해근로자가치료와보상만을받기만하고, 경제활동에복귀하지못하거나낮은임금으로재취업할경우사회경제적지위의하락과함께그들의생활에서의불만족은증가하게되어, 개인적 사회적문제는지속적으로발생이될수밖에없을것이다. 장애인들은비장애인과동일한사회적존재로서자신의지위를확보하고, 지역사회의구성원으로역할을수행하기위해서는자신의능력에적합한직업을영위하는것은매우중요하다. 즉, 경제활동을한다는것은단순히소득을위한목적을넘어자아실현과삶의의미를위해서도중요한몫을차지하고있으므로, 장애인에게자신의능력에맞는경제활동을할수있게하는것은장애인복지는물론넓은의미에서의사회복지관점에서매우중요한영역이다 ( 김근홍외, 2005). 산재근로자의경제활동과생활만족도간의연구는산업재해근로자의경제활동이생활만족도에정적 (+) 인영향이있다는안준기, 오세미 (2015) 와안성아, 염동문 (2016) 의연구, 산재요양중경제활동가능성을높게예상할수록삶의질이높다는연구결과 ( 박소연, 김진경, 2008) 를통해서도산업재해근로자들에게산재요양이후의경제활동재개는생활만족도에매우중요한요인이라는것을알수있게한다. 대부분의선행연구에서사회경제적지위는생활만족도에영향을미치는것으로보고되고있다. 산재근로자의생활만족도를연구한안준기, 오세미 (2015) 와안성아, 염동문 (2016) 은산재근로자의사회경제적지위가높을수록생활만족도에정적 (+) 인영향이있다고하였으며, 산재이후원직장복귀자의생활만족도를연구한송진영 (2016) 은원직장복귀후산재근로자의사회경제적지위가높을수록생활만족도가높은영향관계가있다고하였다. 이들연구들을통해산업재해근로자들에게산재요양이후의사회경제적지위는생활만족도에매우중요한요인이라는것을예측할수있다. 산업재해이후산재근로자들의낮은수준의사회경제적지위와경제활동은선행연구에서와같이생활만족도에부정적인영향을미친다. 하지만이들산재근로자들의사회경제적지위또는경제활동과생활만족도간의관계에서그들의생활만족도에영향을미치는요인을상태의변화에따라살펴본연구는찾아보기어렵다. 즉, 산재근로자를대상으로생활만족도와관련된연구는김수인외 (2001), 김정연외 (2001), 박소연, 김진경 (2008) 등그리많지않을뿐만아니라, 산업재해요양이후생활만족도와관련된연구는전보영외 (2010), 김수정, 이미 (2014), 권택순 (2015) 의연구만이일부보고되고있는실정이다. 이와같이산재근로자의경제활동과사회경제적지위가생활만족도에미치는영향에대한선행연구 174

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 들이일부보고되고있지만, 이들선행연구대부분이특정시점을기준으로한횡단적인연구에국한되어진행되어왔으며, 이는그들의사회경제적지위또는경제활동과생활만족도간의인과관계를규명하는데있어한계로작용할수있다. 이에선행연구와같이산재근로자의사회경제적지위와경제활동에따른생활만족도가이슈가되고있는현시점에서, 사회경제적지위와경제활동이생활만족도에미치는단편적인연구또는횡단적인연구의한계를넘어, 이들의상태변화가생활만족도에미치는영향관계를종단적으로살펴보는연구는매우의미가있을것으로여겨진다. 즉, 사회경제적지위의상태를 하층에서중층이상으로전환, 중층이상에서하층으로전환, 지속적으로중층이상유지 등으로구분하여, 이들의상태변화의수준을살펴보고, 사회경제적지위의상태변화와생활만족도간의영향이상이하다는것을규명하는연구와경제활동의상태를 미취업자에서원직장복귀, 미취업자에서재취업으로전환, 원직장복귀에서재취업으로전환 등으로구분하여, 이들의상태변화의수준을살펴보고, 경제활동의상태변화와생활만족도간의영향이상이하다는것을규명하는연구는이들상태변화에따라생활만족도가달라질수있음을확인하는연구로서매우가치가있을것으로여겨진다. 이에본연구에서는근로복지공단에서구축한제1차에서제3차산업재해패널조사 (PSWCI) 의패널자료를활용하여, 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화와생활만족도간의관계에대한종단연구를수행함으로써, 그들의사회경제적지위또는경제활동의상태변화에따라, 그들의생활만족도가어떻게달라질수있는지를살펴보고자한다. 이를통해본연구는장해를가진산재근로자들이사회경제적지위또는경제활동의상태변화에따라, 그들의생활만족도를향상시킬방안을도출하고, 생활에서의만족감을유지할수있는프로그램등을개발하고, 궁극적으로는장해를입은산재근로자들의삶의질이개선될수있도록실천적, 정책적인관점에서의기초자료를제공하는것을목적으로한다. 이러한목적을위해설정한연구문제는다음과같다. 첫째, 장해를가진산재근로자의경제활동의상태변화는그들의생활만족도에어떠한영향을미칠것인가? 둘째, 장해를가진산재근로자의사회경제적지위의상태변화는그들의생활만족도에어떠한영향을미칠것인가? II. 이론적배경 1. 산재근로자의생활만족도우리나라의산재근로자는 1999 년이후지속적인증가추세를보이고있으며, 2015 년기준으로 9만명이상에달하고있다. 산업재해로인한근로손실일은 2008 년기준으로 70,097,000 일로나타났으며, 이는같은기간노동분규로인한 809,000 일의약 87배수준이며, 직 간접손실까지를포함한경제적손실추정액은약 17조 1천억원이상으로나타났다 ( 근로복지공단, 2015). 4-2. 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가활만족도에미치는종단적영향연구 175

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 산업재해보험제도의운영목적은업무상사유로의해근로자가상해를당하거나질병에걸린경우, 정부에의해적절한산재요양이이루어질수있도록하고, 궁극적으로는직업에복귀하거나재취업을할수있도록하는것이다 ( 고용노동부, 2015b). 이와같은목적은산재근로자의재활등의사업운영을통해서구체화될수있으며, 보상서비스를통해서산재근로자의삶의질향상에기여하는데에있다 ( 이용재, 2011). 하지만, 이러한목적하에다양한산재서비스가제공됨에도불구하고, 여전히장해를가진산재근로자의삶의질은상당히낮은것으로인식되고있다 ( 전보영외, 2010). 인간은누구나자신의행복을추구한다. 행복추구는인간의가장기본적이고궁극적인목표이며, 모든인간은질높은삶을사는것을최대의관심사로인식한다. 생활만족도라는용어는 Campbell et al.(1976) 의연구에서생활에서의만족이란경제적으로안정된것이라는관점을소개하면서부터사용되었다. 특히, 산재근로자의경우재해를당한이후경제활동변동에따른개인적인삶의변화및사회적인식의변화로인해객관적인생활만족뿐아니라주관적인생활만족에도변화가예상되는만큼, 요양종결후경제활동변동에따른생활만족도를살펴보고, 적절한복지방안에대한고찰도함께진행할필요가있을것으로여겨진다. 산재근로자의생활만족도에관한선행연구는그리많지않다. 일부연구를살펴보면, 산재요양이종결된이후에산재근로자들의생활만족도를살펴본국내의연구 ( 전보영외, 2010; 김수정, 이미, 2014; 권택순, 2015) 가있다. 국외의연구에서 Viana et al.(2007) 은산재근로자의생활만족도는기혼자일수록, 소득이높을수록생활만족도가높게나타났으며, Cvetkovski et al.(2006) 은사회경제적지위와정적 (+) 인, 우울과는부적 (-) 인영향관계가있는반면, 성별, 연령, 질병기간, 직업은생활만족도에영향이없는것으로나타났다. Westman et al.(2006) 은장애환자들의생활만족도와초기재활의효과를 5년간추적조사를실시한결과, 조사초기에는모든환자들이병가로입원하거나통원치료상태였으나, 1년후에는 81% 정도의환자들이직장에복귀를하였고, 5년후에는환자들의 58% 가직장에서일을하고있었으며, 그들의신체기능과생활만족도가향상됨을확인하였다. 2. 생활만족도에대한선행연구 1) 경제활동과생활만족도산재보험제도는근로자가업무상재해를당했을때적절한치료를받을수있도록지원하고, 산재로인한손해에대해서합리적인보상을받을수있는것에추가하여, 산재요양이후에원직장에복귀하거나재취업등의경제활동을재개하게할수있도록하는것을목적으로하고있다. 이에정부에서는 2000 년에재활사업 5개년계획을시작으로산업재해근로자의직업복귀를국가적차원에서매우중요한문제로다루게되었다. 산재근로자의경제활동재개의종류는원직장복귀와재취업등으로크게구분될수있는데, 그중가장바람직하고최상의복귀형태는원직장복귀이다 ( 원종욱, 2002; 이상진, 2010). 이는산재근로자의경우, 단순히경제활동을재개하느냐아니냐의문제도중요하지만, 산재요양이전과근무조건이유사하느냐와같은질적인수준의복귀도중요함을의미한다. 이에산재장해인의직업복귀율은 2002 년이후매년증가하고있는데 2002 년 40.2% 에서 2011 년 70.4% 로서, 2002 년을기준으로약 30% 증가하였고, 원직복귀율도 2002 년 28.0% 에서 2011 년에는 38.7% 로약 10% 정도증가하였다. 이렇듯산재근로자의원직복귀에대한중요성에도불구하고, 우리나라의산재근로자의원직복귀제도는원직복귀의무제도를이행하고있는선진국가에비해활발히운영되지못하고있는실정이다 ( 근로복지공단, 2015). 물론, 원 176

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 직장복귀를하였다하더라도고용주의인식에따라산재이후의업무와상이하거나처우가나빠지는등의문제가있는것으로지적될수있다 ( 이지은, 2001), 하지만, 재취업자들의경우, 이러한불합리한대우가더욱심할것으로보고되고있다 ( 이상진, 2010). 이는산재근로자의경우, 산재이전에직장에서일한경험이있기때문에원직장복귀나재취업은단순히경제적의미이상이며, 그들의삶의태도를결정짓는중요한요소이다 ( 이지은, 2001; 이상진, 2010). 산재근로자의경제활동과생활만족도간의연구는그리많지않다. 일부연구를살펴보면, 산재근로자의생활만족도를연구한안준기, 오세미 (2015) 는산업재해근로자의경제활동이생활만족도에정적 (+) 인영향이있음을밝혔고, 산재근로자를연구한안성아, 염동문 (2016) 도산재근로자의경제활동은그들의생활만족도를향상시키는요인이라고하였으며, 산재요양중경제활동가능성을높게예상할수록삶의질이높다는연구결과 ( 박소연, 김진경, 2008) 등을통해서도산업재해근로자들에게산재요양이후의경제활동재개는생활만족도에매우중요한요인이라는것을예측할수있게한다. 또한산재근로자와연관있는장애인의취업영역까지확대하여선행연구를살펴보면, 장애인의취업여부의상태변화와생활만족도간을연구한송진영 (2012) 은취업을계속유지한경우와취업으로전환한경우가생활만족도에정적 (+) 인영향이있는것으로나타남에따라, 현재취업한상태에있는경우에있는장애인들이생활만족도가높은것을알수있었다. 또한전보영외 (2010) 도장애인의취업은생활만족도에정적 (+) 인영향이있다고하였으며, 이중섭 (2009) 의경우, 빈곤한장애인일수록생활만족도가낮게나타난다고하였다. 이와같이최근산재근로자들의경제활동복귀에대한관심이증가하고있으나, 산재요양이후에산재근로자들의삶의질변화에대한연구는미미한수준에있다. 하지만장해를당한산재근로자의경우, 산재이후경제활동변동에따른개인적인삶의변화로인해그들의생활만족도에도변화가예상되는만큼, 산재요양이후경제활동변동을 미취업자에서원직장복귀, 미취업자에서재취업으로전환, 원직장복귀에서재취업으로전환 등으로구분하여, 이들의상태변화에따른생활만족도의변화를살펴보고자한다. 2) 사회경제적지위와생활만족도사회경제적지위는조직내에서어떤사람이위치하고있는경제적지위와사회적지위의종합이다. 사회적지위는특정인이타인에의해사회적으로인정을받고있는정도를의미하는것으로서, 주로그사람의학력이나직업등을지표로해서측정하는반면, 경제적지위는특정인의경제적능력을의미하는것으로서, 주로수입을지표로측정한다. 따라서사회경제적지위는직업, 학력, 소득수준등으로개념화될수있으며, 자신의삶과밀접한관련을지닌다 ( 김창엽외, 2015). 사회경제적지위는경제적차원을넘어서서사회 문화적차원또는정치적권력의차원까지도포괄할수있으며, 다원적인분류의기준인, 소득, 재산과같은경제적요소와더불어학력수준, 직업, 생활양식등다양한요소들을포함할수있다. 또한사회경제적지위는사회적계층과혼용해서사용되는데, 예를들어상류층, 중류층, 하류층과같이 3개의계층으로나눌수도있고, 이를다시 2개씩나누어총 6개의계층으로나눌수도있다. 본연구에서사용한사회경제적지위는산업재해패널조사에서정의한 자신이인식하는사회경제적지위 로서, 그계층을하층, 중하층, 중상층, 상층등 4개의계층으로구분되어있다. 4-2. 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가활만족도에미치는종단적영향연구 177

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 사회적으로계층화된사회경제적지위는다음과같은세가지특징을지닌다 ( 양춘, 2005). 첫째, 지위란상호작용이나동일시하는과정없이도비슷한특징을가진사람들을포함하는사회적범주이다. 둘째, 모든개인은자신이속한조직내사회적범주의지위에따라각기다른경험과생존기회에노출된다. 셋째, 모든사회경제적지위는오랜기간에걸쳐변화한다. 산재근로자의사회경제적지위와생활만족도간의연구는그리많지않다. 일부연구를살펴보면, 산재근로자의생활만족도를연구한안준기, 오세미 (2015) 는산업재해근로자의사회경제적지위가높을수록생활만족도에정적 (+) 인영향이있음을밝혔고, 산재근로자를대상으로연구한안성아, 염동문 (2016) 도산재근로자의사회경제적지위가높을수록그들의생활에서의만족도가높다고하였으며, 산재이후원직장복귀자의생활만족도를연구한송진영 (2016) 은원직장복귀후산재근로자의사회경제적지위가높을수록생활만족도가높은영향관계가있다고보고하였다. 이들연구를통해서도산업재해근로자들에게산재요양이후의사회경제적지위는생활만족도에매우중요한요인이라는것을예측하게한다. 또한산재근로자와연관있는장애인의영역까지확대하여선행연구를살펴보면, 장애인의생활만족도를연구한이중섭 (2010) 은사회경제적지위계층이높을수록생활만족도가높은관계에있다고하였으며, 박기남 (2004) 은자신을중하층으로인식하는경우보다중상층으로인식한경우에생활만족도가높은정적 (+) 인영향관계에있다고하였다. 이와같이최근사회경제적지위가생활만족도에영향이있다는일부연구가있음에도불구하고, 산재요양이후에사회경제적지위의변화에따른산재근로자들의삶의질변화에대한연구는찾아보기어렵다. 이에본연구에서는장해를당한산재근로자의경우, 산재이후사회경제적지위의변동에따른개인적인삶의변화로인해그들의생활만족도에도변화가예상된다고보고, 산재요양이후사회경제적지위의변동을 하층에서중층이상으로전환, 중층이상에서하층으로전환, 지속적으로중층이상유지 등으로구분하여, 이들의상태변화에따른생활만족도의변화를살펴보고자한다. III. 연구방법 1. 연구대상자산재보험패널조사 (PSWCI, Panel Study of Worker's Compensation Insurance) 는 2013년을 1차년도로하여 2015 년의 3차년도까지매년요양을종결한산업재해근로자를대상으로조사하여익년도에배포한패널자료이다. 이자료는산재요양종결자들의재해이후개인의상태를동태적으로파악하여, 산재근로자의직업복귀에대한자료를제공하기위해개발되었다. 패널조사의모집단은 2012 년산재보험요양종결산재근로자 82,493 명이었고, 장해등급 (6개범주 ) 별우선할당후 9개권역별비례배분하였다. 산재보험패널조사는 2013년을 1차년도로하여대상자의표본크기를 2,000명 ( 산재장해인 1,650명, 장해가없는산재근로자 350명 ) 으로실시하고있으며 ( 근로복지공단, 2015), 본연구에서사용한자료는 2013년에조사한 1차년도부터 2015년에조사한 3차년도까지의종단자료이다. 본연구에서는산재보험패널조사제3차년도의조사대상자 2,000 명중결측치를제거하고장해를가진현재취업상태에있는산재근로자 1,030명을대상으로분석을실시하였다. 178

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2. 연구도구 1) 독립변수 : 경제활동독립변수인경제활동의상태는산재보험패널의 1차년도에서 3차년도까지의 경제활동상태 를사용하였다. 경제활동상태는 1= 원직장복귀, 2= 재취업자, 3= 미취업자 로구성된것을 1차년도미취업자에서이후변화되어 3차년도현재원직장복귀, 1차년도미취업자에서이후변화되어 3차년도현재재취업으로전환, 1차년도원직장복귀에서이후변화되어 3차년도현재재취업으로전환 등의 3개의변수를생성하여분석에활용하였다. 본연구에서는원직장복귀비율이재취업에비해절반수준으로낮으며 ( 근로복지공단, 2015), 재취업에서원직장복귀의경우는그사례가거의없을것으로예상되고, 본연구에서도 1차년도재취업에서이후변화되어 3차년도현재원직장복귀로전환 에해당하는대상자가불과 3명으로나타난바, 이경우를제외하고분석을수행하였다. 2) 사회경제적지위독립변수인사회경제적지위의상태는산재보험패널의 1차년도에서 3차년도까지의 사회경제적지위 를사용하였다. 사회경제적지위는 1= 상층, 2= 중상층, 3= 중하층, 4= 하층 으로구성된것을 0= 하층, 1= 중층이상 으로더미처리하였으며, 따라서사회경제적지위는 1= 사회경제적지위가 1차년도부터 3차년도까지지속적으로하층유지, 2= 사회경제적지위가 1차년도이후하층이었다가 3차년도현재중층이상으로변화, 3= 사회경제적지위가 1차년도이후중층이상이었다가 3차년도현재하층으로변화, 4= 사회경제적지위가 1차년도부터 3차년도까지지속적으로중층이상유지 등의 4가지경우가있을수있다. 본연구에서는이들 4개의변수중사회경제적지위가중층이상으로지속적으로유지된경우와하층으로지속적으로유지된경우가상충된요인으로서같이분석할필요가없다고여겨져서, 이중 사회경제적지위가중층이상을지속적으로유지함 변인이좀더본연구에적합하다고판단되어 사회경제적지위가하층을지속적으로유지함 변인을제외하고분석을수행하였다. 즉, 1= 중층이상전환 (1차년도하층, 이후중층이상으로전환, 3차년도현재중층이상인상태 ), 2= 하층으로전환 (1차년도중층이상, 이후하층이상으로전환, 3차년도현재하층인상태 ), 3= 중층이상유지 (1차년도중층이상에서 3차까지계속유지 ) 등의 3개의변수를분석에활용하였다. 3) 종속변수 : 생활만족도장해를가진산재근로자의생활만족도는개인이자신의삶에대해주관적으로느끼는만족정도를의미한다. 본연구에서의생활만족도는산재보험패널의 3차년도자료에서가족수입, 여가활동, 주거환경, 가족관계, 친인척관계, 사회적친분관계, 전반적만족도에대한일상생활만족정도를묻는 7문항을사용하였다. 각문항은 1= 매우만족한다 에서 5= 매우만족하지않는다 의 5점척도로되어있는것을분석의일관성을위해역으로코딩변경한후에 7개문항의합을구하여사용하였다. 따라서점수가높을수록생활만족도가높음을의미한다. 본연구에서의생활만족도의척도의신뢰도인 Cronbach s α값은.852이었다. 4-2. 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가활만족도에미치는종단적영향연구 179

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 4) 통제변수본연구에서사용한통제변수중성별은회귀분석을위해 0= 여성, 1= 남성 으로더미처리하였으며, 연령은비율변수로되어있는것을그대로사용하였으며, 빈도분석은 1=20 대이하, 2=30 대, 3=40 대, 4=50 대, 5=60 대이상 로재구성하여사용하였다. 학력은 1= 무학, 2= 초등학교졸업, 3= 중학교졸업, 4= 고등학교졸업, 5= 대학교졸업이상 으로구성된것을그대로사용하였다. 장해등급은비율변수를그대로사용하였으며, 빈도분석은 1=9등급이하, 2=10등급, 3-11등급, 4=12등급, 5=13등급, 6=14등급 으로재구성하여사용하였다. 재활서비스이용여부는공단에서제공하는재활서비스를이용했는지의여부로서, 0= 이용안함, 1= 이용함 으로, 배우자유무는 0= 없음, 1= 있음 으로, 종교유무는 0= 없음, 1= 있음 으로더미처리하였다. 건강상태는 1= 매우건강하지않음 에서 4= 매우건강함 으로구성되어있으며, 따라서점수가높을수록건강이좋음을의미한다. 만성질환보유유무는 0= 없음, 1= 있음 으로더미처리하였다. 3. 자료분석방법자료분석방법은 SPSS 20.0을이용하여대상자의일반적특성에대한빈도분석을수행하였으며, 주요변수들에대한기술적통계와종속변수인생활만족도의특성을살펴보고, 장해를가진산재근로자의경제상태와사회경제적지위의상태변화와생활만족도의영향관계를살펴보기위해회귀분석 (Regression Analysis) 을실시하였다. IV. 연구결과 1. 대상자의일반적특성본연구대상자의일반적특성은 < 표 1> 과같다. 성별은남성이 893명 (86.7%) 로서여성의 13.3% 보다높게분포되었다. 연령은 50대가 38.1% 로가장많이차지하였으며, 40대가 26.9%, 60대이상이 20.6%, 30대가 11.9%, 20대이하가 2.5% 순의분포를보였다. 학력은고등학교졸업이 46.8% 로가장높게나타났으며, 중학교졸업이 19.5%, 대학교졸업이상이 16.4%, 초등학교졸업이 14.1%, 무학이 3.2% 순으로분포되었다. 장해등급은 14등급이 30.2% 로가장높게분포되었으며, 12등급이 24.8%,, 11등급과 9등급이하가 12.9%, 10등급이 12.3%, 13등급이 6.9% 순으로분포되었다. 재활서비스를이용하는경우가 56.5% 로서이용하지않는경우의 43.5% 보다높게나타났으며, 배우자와동거하는경우가 73.0% 로서그렇지않은경우보다상당히높게분포되었다. 건강상태는 좋은편이다 가 62.9% 로가장높게분포되었으며, 좋지않은편이다 가 30.3%, 매우좋다 가 4.7%, 매우좋지않다 가 2.1% 순으로분포되었다. 만성질환이없는경우가 75.5% 로서있는경우보다높은분포를보였으며, 종교는없는경우가 68.6% 로서있는경우보다높은것을알수있었다. 180

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 < 표 1> 대상자의일반적특성 (n=1,030 명 ) 변인 구분 빈도 ( 명 ) 백분율 (%) 성별 여성 137 13.3 남성 893 86.7 20대이하 26 2.5 30대 123 11.9 연령 40대 277 26.9 50대 392 38.1 60대이상 212 20.6 무학 33 3.2 초등학교졸업 145 14.1 학력 중학교졸업 201 19.5 고등학교졸업 482 46.8 대학교졸업이상 169 16.4 9이하 133 12.9 10 127 12.3 장해등급 11 133 12.9 12 255 24.8 13 71 6.9 14 311 30.2 재활서비스이용여부 이용안함 448 43.5 이용 582 56.5 배우자유무 기타 278 27.0 배우자동거 752 73.0 매우좋지않다 22 2.1 건강상태 좋지않은편이다 312 30.3 좋은편이다 648 62.9 매우좋다 48 4.7 만성질환보유유무 아니오 778 75.5 예 252 24.5 종교유무 없음 707 68.6 있음 323 31.4 ( 단위 : %) 2. 주요변수들의기술통계 종속변수인생활만족도전체에대한기술통계와생활만족도의각문항에대해조사자들이응답한 수준을살펴보았다. < 표 2> 생활만족도의특성 ( 단위 : %) 구분 N 최소값 최대값 평균 표준편차 생활만족도전체 1,030 7 35 23.64 3.256 가족의수입 1,030 1 5 2.92.734 여가생활 1,030 1 5 3.06.642 주거환경 1,030 1 5 3.37.673 가족관계 1,030 1 5 3.68.654 친인척관계 1,030 1 5 3.58.614 사회적친분관계 1,030 1 5 3.60.566 일상생활전반적만족도 1,030 1 5 3.43.573 4-2. 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가활만족도에미치는종단적영향연구 181

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 분석결과, < 표 2> 에나타난것과같이생활만족도전체는 7 ~ 35의범위에서, 평균이 23.64( 표준편차 3.256) 로서보통보다조금높은것으로나타났다. 생활만족도의 7개하위항목중에서는가족관계에대한만족도가 3.68로서가장높은평균을나타냈으며, 다음으로는사회적친분관계에대한만족도가 3.60, 친인척관계에대한만족도가 3.58 순으로높게나타났으며, 가족의수입에대한만족도가 2.92 로서가장낮은평균을보였으며, 다음으로는여가생활이 2.92로서낮게나타났다. 이를통해본연구대상자의생활만족도는가족, 사회적관계, 그리고친인척관계에대해서는비교적만족하고있지만, 가족의수입이나여가생활에서는만족정도가낮은것을알수있었다. 독립변수인경제활동과사회경제적지위의상태의특성을살펴본결과는 < 표 3> 과같다. 분석결과, 미취업에서원직장복귀로전환한경우는 3.8% 로나타났으며, 미취업에서재취업으로전환된경우는 72.3%, 원직장복귀에서재취업으로전환된경우는 22.7% 로나타남에따라, 원직장복귀의비율은내우낮으며, 취업자중대부분이재취업된것을알수있었다. 또한사회경제적지위는하층에서중층이상으로전환된경우가 15.8%, 중층이상에서하층으로전환된경우가 11.1%, 중층이상을유지하는경우가 48.3% 로나타났다. < 표 3> 경제활동과사회경제적지위의상태 ( 경제활동 n=264, 사회경제적지위 n=1,030) ( 단위 : %) 변인 상태 구분 빈도 ( 명 ) 백분율 (%) 미취업에서원직장복귀로전환 아니요 254 96.2 예 10 3.8 경제활동 미취업에서재취업으로전환 아니요 73 27.7 예 191 72.3 원직장복귀에서재취업으로전환 아니요 204 77.3 예 60 22.7 하층에서중층이상으로전환 아니요 867 84.2 예 163 15.8 사회경제적아니요 916 88.9 중층이상에서하층으로전환지위예 114 11.1 중층이상유지 아니요 533 51.7 예 497 48.3 3. 경제활동의상태변화가생활만족도에미치는영향경제활동의상태변화가생활만족도에미치는영향을확인하기위해회귀분석을수행한결과, < 표 4> 와같이나타났다. 분석결과, 다중공선성은 VIF가 1.7 미만으로나타남에따라, 모든변수들은다중공선성의문제가없는것을알수있었다. 모델 1은 1차년도에미취업상태에서이후상태가변화되어 3차년도현재원직장복귀가된경우로서, 설명력 (R²) 은 16.5% 이었으며, F값이 5.006(p<.001) 로서통계적으로유의미하게나타났다. 독립변수인 미취업에서원직장복귀 는 β값이.127(p<.05) 으로서생활만족도에정적 (+) 인영향이있는것으로나타났다. 따라서장해를가진산재근로자의미취업에서원직장으로의복귀는그들의생활만족도를높이는요인임을확인하였다. 통제변수중에서는배우자와동거할수록, 건강상태가좋을수록생활만족도가높게나타났다. 182

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 모델 2는 1차년도에미취업상태에서이후상태가변화되어 3차년도현재재취업이된경우로서, 설명력 (R²) 은 17.0% 이었으며, F값이 5.185(p<.001) 로서통계적으로유의미하게나타났다. 독립변수인 미취업에서재취업으로전환 은 β값이 -.132(p<.05) 로서생활만족도에부적 (-) 인영향이있는것으로나타났다. 따라서장해를가진산재근로자의미취업에서재취업으로의전환은그들의생활만족도를오히려낮추는요인임을확인하였다. 통제변수는모델 1과같이배우자와동거할수록, 건강상태가좋을수록생활만족도가높게나타났다. 모델 3은 1차년도에원직장복귀상태였던근로자가이후상태가변화되어 3차년도현재재취업이된경우로서, 설명력 (R²) 은 16.2% 이었으며, F값이 4.897(p<.001) 으로서통계적으로유의미하게나타났다. 독립변수인 원직장복귀에서재취업으로의전환 은 β값이.094(p>.05) 로서생활만족도에영향이없는것으로나타났다. 통제변수는모델 1과같이배우자와동거할수록, 건강상태가좋을수록생활만족도가높게나타났다. < 표 4> 경제활동의상태변화와생활만족도간의관계 ( 단위 : %) 변수명 모델 1 모델 2 모델 3 β t β t β t 성별 -.023 -.386 -.035 -.594 -.035 -.578 연령.025.308.047.587.053.651 최종학력.103 1.416.098 1.340.107 1.459 장해등급.007.111 -.009 -.134 -.008 -.116 재활서비스이용여부 -.013 -.209.002.038 -.008 -.122 배우자동거.229 3.617***.203 3.211**.203 3.181** 건강상태.309 4.730***.297 4.568***.292 4.470*** 만성적인보유유무.005.085.006.099.002.026 종교보유유무.113 1.833.110 1.803.106 1.724 미취업에서원직장복귀전환.127 2.005* 미취업에서재취업으로전환 -.132-2.193* 원직장복귀에서재취업전환.094 1.543 R² Adj R².165.132.170.137.162.129 F 5.006*** 5.185*** 4.897*** * p<.05, ** p<.01 ***p<.001 4. 사회경제적지위의상태변화가생활만족도에미치는영향사회경제적지위의상태변화가생활만족도에미치는영향을확인하기위해회귀분석을수행한결과, < 표 5> 와같이나타났다. 분석결과, 다중공선성은 VIF가 1.7 미만으로나타남에따라, 모든변수들은다중공선성의문제가없는것을알수있었다. 모델 1은 1차년도에사회경제적지위가하층상태에서이후상태가변화되어 3차년도현재중층이상으로변화된경우로서, 설명력 (R²) 은 13.3% 이었으며, F값이 15.598(p<.001) 으로서통계적으로유의미하게나타났다. 독립변수인 하층에서중층이상으로전환 은 β값이.042(p>.05) 로서생활만족도에영향이없는것으로나타났다. 따라서장해를가진산재근로자의하층에서중층이상으로전환된경우는그들의생활만족도에영향이없는것을확인하였다. 통제변수중에서는최종학력이높을수록, 배우자와동거할수록, 건강상태가좋을수록, 종교가있을수록생활만족도가높게나타났다. 4-2. 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가활만족도에미치는종단적영향연구 183

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 변수명 < 표 5> 사회경제적지위의상태변화와생활만족도간의관계 모델 1 모델 2 모델 3 β t β t β t ( 단위 : %) 성별 -.032-1.070 -.033-1.103 -.023 -.776 연령.009.229.017.445.041 1.130 최종학력.126 3.518**.132 3.707***.096 2.779** 장해등급.061 1.848.062 1.884.068 2.126* 재활서비스이용여부 -.026 -.777 -.025 -.759 -.024 -.751 배우자동거.231 7.547***.228 7.469***.165 5.388*** 건강상태.211 6.715***.211 6.728***.182 5.956*** 만성적인보유유무.004.112.002.058 -.008 -.272 종교보유유무.092 3.070**.090 3.017**.082 2.853** 하층에서중층이상으로전환.042 1.420 중층이상에서하층으로전환 -.078-2.671** 중층이상유지.255 8.531*** R² Adj R² F * p<.05, ** p<.01 ***p<.001.133.124 15.598***.137.129 16.187***.189.181 23.742*** 모델 2는 1차년도에사회경제적지위가중층이상에서이후상태가변화되어 3차년도현재하층으로변화된경우로서, 설명력 (R²) 은 13.7% 이었으며, F값이 16.187(p<.001) 으로서통계적으로유의미하게나타났다. 독립변수인 중층이상에서하층으로의전환 은 β값이 -.078(p<.01) 으로서생활만족도에부적 (-) 인영향이있는것으로나타났다. 따라서장해를가진산재근로자의중층이상에서하층으로전환된경우는그들의생활만족도에부정적인영향을미치는것을확인하였다. 통제변수는모델 1과동일하게최종학력이높을수록, 배우자와동거할수록, 건강상태가좋을수록, 종교가있을수록생활만족도가높게나타났다. 모델 3은 1차년도에사회경제적지위가중층이상에서이후상태변화없이 3차년도현재중층이상을유지하는경우로서, 설명력 (R²) 은 18.9% 이었으며, F값이 23.742(p<.001) 로서통계적으로유의미하게나타났다. 독립변수인 중층이상유지 는 β값이.082(p<.01) 로서생활만족도에정적 (+) 인영향이있는것으로나타났다. 따라서장해를가진산재근로자의중층이상을지속적으로유지하는경우는그들의생활만족도에긍정적인영향을미치는것을확인하였다. 통제변수는모델 1 및모델2 에비해장애등급이생활만족도에정적 (+) 인영향이있는요인으로추가되었다. 184

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 V. 결론및제언 장해를가진산재근로자의경제활동은개인에게는산재이전의안정된생활로돌아갈수있게할수있으며, 사업주에게는부족한노동력을보전받을수있다는점과사회적책임을다할수있게한다는측면에서매우중요하다. 또한이들산재근로자의산재이후안정적인사회경제적지위의확보또한생활에서의안정적인측면에서매우중요한사안이다. 하지만이런장해를가진산재근로자의사회경제적지위와경제활동이산재이전의상태로되돌아갈가능성은매우낮으며, 이로인해그들의생활에서의만족감은낮을것으로예상된다. 특히, 국내의산재근로자를위한원직장복귀는원직장복귀를의무제도로이행하고있는선진국가들에비해활발히운영되지못하고있는실정이다 ( 근로복지공단, 2015). 이와같이산재요양자들의경제활동재개와안정된사회경제적지위에대한관심이높아지고있지만, 장해를입은산재근로자의경제활동및사회경제적지위와생활만족도간의관계에서그들의생활만족도에영향을미치는요인을상태의변화에따라살펴본연구는부족한실정이다. 이에본연구는장해를가진현재취업상태에있는산재근로자 1,030 명을대상으로그들의경제활동과사회경제적지위의상태변화에따라생활만족도가어떻게달라지는지를실증적으로확임해봄으로써, 그들의생활만족도를향상시키기위한몇가지방안을모색하고자하였다. 이를위해본연구에서는독립변수로서경제활동의상태변화와사회경제적지위의상태변화를설정하고, 종속변수로서생활만족도를설정하여, 이들간기술통계분석과회귀분석을수행하였으며, 다음과같은결과를도출하였다. 첫째, 생활만족도의하위변수들에대한기술통계를수행해본결과, 가족관계에대한만족도가가장높게나타났으며, 사회적관계, 그리고친인척관계에대해서는만족하고있는반면, 가족의수입과여가생활의만족도는상대적으로낮은것으로나타났다. 가족관계에대한만족도가다른만족도에비해가장높게나타난본연구결과는산재로인해산재근로자들이그들의가족에게죄책감을갖는경우가있을수도있겠지만, 그들의생활에서가장중요한것은가족이라는점을강조하는결과이다. 따라서장해로인하여신체적, 정신적, 경제적으로어려운재활시기동안, 산재근로자의가족을대상으로유대감을강화시킬수있는다양한프로그램의개발이필요함을제언한다. 이를통해산재근로자는행복한생활을유지하고, 가족을향한죄책감에서벗어날수있도록도와줄필요가있다. 또한사회적관계에대한만족도가다음으로높게나온결과를통해가족뿐아니라그들의사회적관계를활성화시킬수있는방안을마련하는것도중요함을알수있다. 이에그들과비슷한처지에있는산재근로자간자조모임을구성하여그들간에서로방문하거나모임을주기적으로가져서지속적인관계를유지할수있도록지역사회차원에서의지원이필요함을제언한다. 둘째, 미취업에서원직장복귀로전환된경우만이생활만족도를향상시키는요인으로나타났다. 미취업에서재취업으로전환된경우는오히려생활만족도를낮추는것으로나타났으며, 원직장복귀에서재취업으로전환된경우는생활만족도에영향을미치지않았다. 이와같은연구결과는안정적인직업을갖는것이산재근로자의생활만족도에긍정적인영향을미친다는대부분의선행연구를통해서도예측할수있는결과라고여겨진다. 특히산재근로자의직업복귀율이 2011 년기준으로 70.4% 수준이데반해원직장복귀율이이것의절반밖에되지않는다는근로복지공단 (2015) 와같이우리사회의산재근로자에대한원직복귀제도는이를준수하고있는선진국에비해낮은수준에있다. 본연구결과에서미취업에서원직장복귀로전환된경우는생활만족도에정적 (+) 인영향이있는반면, 미취업에서재취업으로전환한경우는생활만족도에부적 (-) 인영향이나타난것은원직장복귀를한산재근로자들의처우가그 4-2. 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가활만족도에미치는종단적영향연구 185

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 리좋지않은것이현실이지만, 재취업의경우에는이런불합리한대우가더욱심하다고보고한이상진 (2010) 의연구, 산재근로자의경제활동재개중최상의복귀형태는원직장복귀라고한원종욱 (2002), 재취업한산재근로자가원직장에복귀한산재근로자에비해부정적인심리적현상을보인다는박수경 (2013) 의연구와도맥락을같이한다. 이는산재근로자의경우에단순히경제활동의재개여부도중요하지만, 이전과유사한정도의안정적인수준의복귀도매우중요함을의미한다고볼수있는결과이다. 이에장해를입은산재장애인이자신의조건에적합한업무로복귀하지못했을때는생활에서의만족이어렵기때문에이를지원하는노력이필요하다. 사실, 우리나라에서산업재해로인해장해가발생하게되면, 대부분의경우치료종결이전에원직장복귀를포기하는경우가많으며, 복귀이후에도취업을유지하는기간이짧다 ( 고용노동부, 2012). 이는장해가있는산재근로자들은현실적으로직장에서의업무수행이어려울것이라고믿는경향과장해를가진산재근로자를위한직장적응지원프로그램이거의제공되지않기때문으로보여진다. 따라서장해를입은산재근로자의생활만족도를높이기위해서는지역사회와정부차원에서원직장복귀를활성화할수있도록산재보험제도의제도적지원이요구된다. 또한기업에서는직업에복귀한장해를입은산재근로자의장해정도를고려한업무조정, 작업환경의개선, 재활보조기구등의지원, 사업주와직장동료의인식개선이요구된다. 이와함께장해를가진산재근로자의고용의안정성을높일수있는정책적방안이요구되며, 나아가서는그들개인들의발전가능성을제시할수있는직장내환경개선등에대한노력이기업은물론지역사회와정부차원에서도요구된다. 셋째, 미취업에서재취업을했는데도불구하고그들의생활에서의불만족이나타난다는본연구결과는현재공단에서희망찾기, 희망키움, 사회적응프로그램등을제공하고는있지만, 이들프로그램들이삶의질관점보다는심리적안정이나장애수용, 자존감향상을위한것이대부분이며, 이또한장애인을위한것으로서, 직장에복귀한산재근로자들에게는제공되고있지않은것과도연관될것으로보여진다. 따라서장해를입은산재근로자의심리적문제에전문적으로개입할수있는프로그램의개발이요구된다. 예를들어, 원직장복귀가어려워타직장으로재취업을준비하는산재장애인을대상으로제공되는직업훈련비와훈련수당등에추가하여취업이후원활하게직장에적응할수있도록삶의질을포함한정신건강에연관된지원서비스와심리사회적지원서비스를제공한다면, 그들의고용유지에더좋은영향을미칠수있을것으로여겨진다. 넷째, 사회경제적지위는중층이상을지속적으로유지한경우만이생활만족도를향상시키는요인으로나타난반면, 중층이상에서하층으로전환된경우는생활만족도를낮추는결과를보였으며, 하층에서중층이상으로전환된경우는생활만족도에영향이없게나타났다. 이와같은연구결과는사회경제적지위가높을수록생활에서의만족도가높다는대부분의연구를통해서도추측할수있는결과였다. 또한사회경제적지위가낮다는것은경제적으로취약하다는것을의미한다. 선행연구를통해서장해를입은산재근로자의경우원직장복귀율은낮고재취업의비율이높은것을확인하였다. 또한석홍덕외 (2016) 는산재근로자의경우, 사회경제적지위가하층집단의경우중층이상에비해필요의료불충족수준이높게나타남에따라건강의비형평성이나타난다고하였다. 이와같이산재이후취업한산재근로자들은경제력과건강등에취약한집단이다. 따라서이들집단들의사회경제적지위를높이기위한제언으로는일차적으로취약한경제력과건강이라는이중적인특성을이해하고, 이를해결하기위한방안이요구된다. 또한이러한이들집단의특성으로인해산재근로자들은가족에게의존하는경향이생길수있으며, 이로인해가족과의관계가악화될수있다는전제가필요하며, 이에빈곤가정을위한대표적인공공부조인국민기초생활보장제도의자격요건을적절히조정하여, 열악한경제수준상태 186

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 에있는산재근로자들에게추가적인혜택이돌아갈수있도록하는등의보완이필요할것이다. 이와함께사회경제적지위가낮은산재근로자들을대상으로그들의삶의질을높이기위한단순한경제적지원차원에서의보조금형태의지원이아닌고용지원이나취업훈련등소득과연계되는지원정책등을통해, 그들의사회경제적지위가향상될수있는다양한방안을모색할필요가있다. 본연구는이상과같은의의와함의를제공함에도불구하고, 다음과같은연구한계가있으며, 이에후속연구에대한몇가지제언을하였다. 첫째, 본연구는장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화에따라생활만족도가어떻게변화되는지를종단적으로살펴보았다. 하지만산재패널의차수의한계로인해그변화정도를일반화시키는데주의를요한다. 따라서좀더차수가진행되었을때재분석을수행하여, 그결과와비교하는것도의미가있다고사료된다. 둘째, 미취업에서재취업으로전환된경우에산재근로자의생활만족도가낮게나타난본연구결과에대한논의를제시하였지만, 그럼에도불구하고본연구결과에대한일반화는주의가요구된다. 즉, 미취업한상태보다재취업상태가생활에서의만족도가더낮다는것은많은고민을양산하기때문이다. 예를들어, 재취업한산재근로자의적은임금과단순한일자리등을예상할수있지만, 본연구결과만으로는이를정확히예측하기어려우며, 이에향후산재근로자를대상으로원직장복귀와재취업을주제로한추가적인실증적연구가진행되어좀더명확한결론을도출하기를기대한다. 참고문헌 권오형, 2015, 장애인임금근로자의주관적사회경제적지위가일상생활만족도에미치는영향 : 자아존중감의매개효과와정규직여부의조절효과분석중심으로, 장애와고용, 25(4), 297-319. 고용노동부, 2012, 제3차산재보험재활사업중기발전계획 (2012-2014 년 ). 고용노동부, 2015a, 산업재해현황, e-나라지표. 고용노동부, 2015b, 산재보함안내. 고용노동부, 2012, 제3차산재보험재활사업중기발전계획 (2012년 ~ 2014년 ). 권택순, 2015, 산재근로자의요양종결후생활만족도에영향을미치는요인, 석사학위논문, 부산대학교. 근로복지공단, 2015, 제2차산재보험패널조사이용자안내서. 김근홍, 박영란, 이정규, 2005, 사회문제와사회복지, 경기 : 학현사. 김수인, 연규월, 하은희, 우행원, 김영철, 2001, 산업재해환자의삶의질, 자살사고및우울증, 신경정신의학, 162, 416-424. 김수정, 이미, 2014, 산재보상서비스가산재근로자의삶의질에미치는영향 : 자기효능감의매개효과를중심으로, 제1회산재보험패널학술대회논문집, 제2주제산재근로자의삶의질, 117-138. 김정연, 이은주, 하은희, 2001, 산업재해환자들의건강관련삶의질에관한 4-2. 장해를가진산재근로자의경제활동과사회경제적지위의상태변화가활만족도에미치는종단적영향연구 187

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제 3 회산재보험패널학술대회논문집 4-3 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감 영향 : 2 Part Model 을이용한산재보험의종단적영향검정 심현진 * 요 약 목적 : 본연구는산재로인한요양종결후원직장으로복귀근로자를대상으로직무만족, 일상생활만족및자존감에대한종단적인영향및변화를알아보려한다. 또한각주요변수에대해현재산재보험에서제공하는서비스의영향을알아보려한다. 방법 : 1, 2, 3차자료를모두이용하여해당기간동안원직장에서계속적으로근무하는대상자중결측이없는 465명을최종연구대상으로설정하였다. 분석은 2 part로진행하여먼저, 각변수간의인과관계를검증하기위하여자기회귀교차지연모형을실시하였으며, 이후주요변수에대해산재보험프로그램의종단적영향을분석하기위하여잠재성장모형을이용하였다. 결과 : 각요인은시간변화에따라점차정 (+) 의방향으로증가하였으며, 일상만족이직무만족에선행하며, 직무만족은자존감에선행하는경향을보였다. 각주요변수대해요양적절성이크게영향을미쳤으며, 직무만족에직무관련소견서와직업훈련이영향을미치는것으로나타났지만, 표본수의한계로확대함에는한계가있었다. 결론 : 본연구는원직장복귀산재근로자의종단적변화를살펴보고프로그램의효과를검정하였다. 산재근로자는욕구이론의기본적욕구가붕괴된상태이므로신체 정서적회복이가장중요한부분이였으며, 이후생활영역에대한회복을도모하기위한방안이필요한것으로사료된다. I. 서론 1. 연구배경우리나라는산업화와도시화로 1차산업에서급속도로 2차산업으로의발전으로경제적발전을이루어왔다 (H. J. Shim & H. S. Rhee, 2016). 2, 3차산업발전은국가의경제적부흥을가져왔지만, 1 차산업에비해높은위험률은산업과관련한사고 ( 이하산재 ) 도증가시켰다 (K. D. Park, 2013). 최근 10년간우리나라의산업재해보상보험 ( 이하산재보험 ) 대상자비율은우리나라근로자수대비 1% 내외수준의위험률을보이고있다 1). ** * 고려대학교일반대학원보건과학과 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 191

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 이러한측면과산업환경에대한인식이달라짐에따라근로환경개선및국가적중재가필요성이증가하게되어 1964 년우리나라사회보험중최초로산재가발생한근로자및그가족을보호해줄수있는산재보험이등장하게되었다. 산재보험의경우재원을사업주로부터징수하지만국가가그관리를한다는것에의의가있다. 이는산재의발생이사업주로부터있지만사업주로부터미리보험료를징수하여재원을확보하고발생시활용함으로서법령에따른사업주의책임을면책하여위험을분산하고산재대상자에게급여를제공함으로재복귀를도모하는기능을가진다 (K. S. Han, 2008). 현재공단에서진행하고있는산재보험서비스의경우크게 3 가지로구분할수있다. 먼저 요양급여 는산업재해로인한신체 정서적상병에대한치료및재활의료서비스를제공하는것을의미한다 (H. G. Kim & H. K. Nam, 2009). 즉, 산재로발생한상해에대하여현물, 현금급여를실시하는것을의미한다. 두번째는 보상서비스 이며, 이는산재로인한노동력상실로지급받지못한급여에대한휴업급여제공, 요양 재활에도불구하고잔존하는장애에대한장애급여와산재근로자의사망에대한유족에대한보상및장의비를포함하고있다 (S. R. Ma & M. K. Kim, 2008). 마지막으로 재활서비스 는정서적회복을돕는상담및심리재활서비스를제공하고있으며, 신체적회복을돕는의료재활, 합병증예방관리를실시하며, 근로자및사업주의경제적영역을도와주기위한직업재활및직업복귀지원및대부사업등을실시하고있다 (H. J. Shim & H. S. Rhee, 2016). 상기나열한사업을통하여궁극적으로산재보험은산재를경험한근로자에대해신체적. 정서적회복을도모하고나아가근로자의근로능력을최대한회복시켜다시금직업에복귀시켜사회의일원및가족단위에서역할을할수있도록하는데그의의가있다. 즉, 산재보험은개인적단위에서는산재라는큰이벤트를경험한개인의신체적, 정서적문제를국가수준에서중재하여회복을돕고다시금업무로복귀시켜경제적측면및구성원으로서의역할및가정내에서의역할회복, 더나아가각자의위치에서의만족까지향상시키는것을의미한다고할수있다. 개인적측면에서일반적으로산재와같은큰사고를경험한사람의경우개인의만족도및자존감이낮은것으로나타나삶에서크게영향을미치고있다 (B. J. Warren, 1997; C. G. Mcknight, E. S. Huebner, & S. Suldo, 2002). 이는 Maslow(1943) 의욕구이론을적용하였을때, 산재를경험한근로자는욕구중가장낮은단계인생리및안전에대한욕구에대해위협을느끼게되므로, 개인, 가족및외부적자원을이용하여다시상위욕구로회복하고자할것이다 (A. H. Maslow, 1943). 즉, 큰이벤트를경험한개인은신체적, 정서적회복을통하여산재이전의상태를유지하며, 다시금자신의자리로복귀하여그역할을영위하는데그목표가있을것이다. 따라서공단및산재보험의경우급여대상자에게현물. 현금급여등의서비스를제공하여이들의요양및신체 정서적회복및역할회복도중요하지만시간에따른대상자의변화에대한관심이필요하다. 또한산재근로자에게제공되고있는프로그램의효과에대한검증이필요할것이다. 즉, 산재후근로자의삶과직무에대한변화양상에대한연구및이들에게산재보험이미치는영향에대한접근이필요한시점이라사료된다. 1) Retrieved from http://kosis.kr/statisticslist/statisticslist_01list.jsp?vwcd=mt_ztitle&parentid=b#subcont ( 천명 ) 2006 2008 2010 2012 2014 총근로인구 23,978 24,347 24,748 25,501 26,536 산재근로자수 206 241 253 244 252 상대 % 0.86% 0.99% 1.02% 0.96% 0.95% 192

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 2. 선행연구고찰선행연구를검토하기위하여체계적문헌고찰 (Systematic review) 를실시하였으며, 국내문헌을검토하기위하여 KISS, DBPIA 데이터베이스를선택하였다. 검색어로는만족, 자존감 ( 자아존중감포함 ) 의키워드로문헌을검색하였다. 문헌검색은 2016 년 7월 31일기준으로실시하였다. 선택기준으로는자존감과직무만족, 생활만족과관련한선행연구중성인을대상으로진행된연구만을선정하였으며, 변수간의상관성및영향력에대한검토를위하여상관분석및회귀분석으로가설검정을진행한연구를선정하였다. 또한각데이터베이스에서검색된문헌중중복된문헌, 회색문헌 ( 초록, 학술발표등 ), 원문을제공하지않는문헌을제외하였으며, 위의조건에부합하는문헌의초록및전문을바탕으로연구에중점을두지않은문헌을제외하였다. 체계적문헌고찰에대한흐름도는다음과같다. < 그림 1> 체계적문헌고찰순서 각데이터베스에서검색된문헌은 857 개였으며, 이중중복된 54 개의문헌을제외하였다. 위에제 시한제외조건을바탕으로최종 35 개의문헌이선정되었으며, hand searching 을통하여 1 개의문헌을 추가하여, 최종 36 개의문헌을고찰하였다. 문헌고찰의결과는다음과같다. 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 193

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 < 표 1> 체계적문헌고찰 경로저자 ( 연도 ) 자료원 E. H. Lee et al. (2001) 조성연 (2005) 연구대상자수 설문지 248 설문지 283 결과 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 기타 단면연구 단면연구 김유경등 (2007) 설문지 223 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 단면연구 자존감 직무만족 하순희등 (2009) 설문지 1,284 여호근, 정호권 (2009) 이형룡등 (2012) 설문지 168 설문지 336 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 단면연구단면연구단면연구 김새롬, 조효연 (2012) 설문지 234 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 단면연구 이상희, 이형룡 (2012) 김혜균, 박선희 (2014) 설문지 386 설문지 218 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 단면연구단면연구 유효현 (2015) 설문지 211 자존감과직무만족간에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있다. 단면연구 김정엽, 권복순 (2007) 설문지 222 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 단면연구 권현수 (2009) 한국복지패널 3,589 자존감은일상만족과통계적으로유의한관계가없었다. 단면연구 박자경 (2009) 설문지 257 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 추가적으로자존감은근로집단에서는관련이있었지만, 비근로집단에서는유의한관련성이없었다. 단면연구 남행용등 (2009) 설문지 244 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 단면연구 이현심, 남희수 (2010) 설문지 339 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 단면연구 자존감 생활만족 권양순, 송정아 (2010) 윤명숙, 이묘숙 (2011) 설문지 637 설문지 229 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 단면연구단면연구 장명숙, 박경숙 (2012) 설문지 216 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 단면연구 임영진 (2013) 설문지 301 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 단면연구 권연희 (2013) 설문지 276 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 단면연구 194

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 경로저자 ( 연도 ) 자료원 자존감 생활만족 일상만족 자존감 직무만족 자존감 1) 직무만족 일상만족 2) 자존감 직무만족 3) 자존감 일상만족 1) 자존감 직무만족 2) 자존감 일상만족 정재춘 (2013) 곽민주, 이희숙 (2014) 고민석, 김동주 (2014) 임은의등 (2014) 송진영 (2014) 남궁은하, 서호찬 (2015) 오명란, 김경신 (2015) 윤희정, 신자은 (2015) 김은라등 (2015) 이희정등 (2016) 이영리등 (2016) 최윤정 (2006) 김경미, 김창희 (2003) 김동배등 (2013) 염동문, 이성대 (2014) 심현진, 이현실 (2016) 연구대상자수 설문지 177 한국복지패널 5,440 결과 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 장애인고용패널조사 1,623 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 설문지 292 한국복지패널 1,136 설문지 348 설문지 229 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 장애인고용패널조사 3,990 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 장애인고용패널조사 614 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 설문지 390 한국복지패널 195 설문지 331 설문지 327 서울복지패널 354 장애인고용패널조사 1,094 산재보험패널조사 327 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 이때, 자존감은일상만족의초기치에만영향을미치는것으로나타났다. 일상만족은자존감에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. Job satisfaction was positively and significantly related to self-esteem. 1) 직무만족은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 2) 자존감은직무만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 3) 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 1) 직무만족은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 2) 자존감은직무만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 3) 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 1) 자존감은직무만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 2) 자존감은일상만족에통계적으로유의한정 (+) 의관계가있었다. 기타단면연구단면연구단면연구단면연구단면연구단면연구단면연구단면연구단면연구단면연구종단연구단면연구단면연구단면연구단면연구단면연구 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 195

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 문헌검토결과 34개의문헌 (94.4%) 에서연구모형상자존감이직무만족또는생활만족에선행하여상관및영향을주는것으로가설및검정이진행되었다. 이때자존감과만족간에는정 (+) 의상관이있는것으로나타났다. 반대로단 2개의문헌 (5.6%) 에서직무만족또는생활만족이자존감에선행하여관계가있는것으로나타났다 (K. M. Kim & C. H. Kim, 2003; Y. J. Choi, 2006). 이때도통계적으로유의미한정 (+) 의상관및영향이있는것으로나타났다. 하지만전체 36개중 35개의문헌이단면연구로진행되었으며, 단 1개의문헌만이종단연구로진행되어변수간영향력에대한논의에는한계가있으며, 종단연구로진행된 1개의문헌의경우자존감의경우생활만족에정 (+) 의영향을미치는것으로나타났으며, 종단적분석결과자존감은생활만족의초기치에만영향을미치나그변화량에는영향이없는것으로나타났다 (Y. R. Lee, M. H. Shin, & S. H. Hong, 2016). 즉, 자존감이높은사람의경우생활만족의초기치가높게나타나지만, 시간경과에따른생활만족의변화에는어떠한영향도나타내지않는것으로나타났다. 데이터베이스검색을통한선행문헌을검토하였지만, 각변수에대한영향을검정하기에는한계가존재하였으며, 근로자를대상으로진행한연구는 15편이며, 이중산재근로자에대한연구는단 1편으로산재근로자의특성을반영한결과를도출하는데한계가있었으며, 이연구또한단면연구로진행되어그영향력을검정에는한계가있었다. 뿐만아니라선행연구에서만족과자존감간의선행및영향에대해모호성이존재하였다 (H. J. Shim & H. S. Rhee, 2016). 3. 연구목적본연구의목적은산재보험서비스요양종결후원직장으로복귀한근로자를대상으로직무만족, 일상생활만족및자존감에대한종단적인영향및변화를알아보려한다. 또한각주요변수에대해현재산재보험에서제공하는서비스의영향을알아보려한다. 구체적인연구목적은다음과같다. 첫째, 산재서비스요양종결후원직장에복귀한근로자의직무만족, 일상생활만족및자존감의자기회귀적영향을알아보려한다. 둘째, 산재서비스요양종결후원직장에복귀한근로자의직무만족, 일상생활만족및자존감의교차지연효과를알아보려한다. 셋째, 자기회귀교차지연모형검증을통하여나타는주요변수에대해요양기간중제공받은산재보험서비스의영향을검증하려한다. 이를통하여산재서비스요양종결자의만족및자존감의시간변화에따른추적을통해산재근로자의변화특성및종단적영향관계를검증할수있을것이다. 또한현재산재에서제공하고있는서비스의효과를검정하여프로그램의적절성및효과성을일부검정할수있으리라사료된다. 또한이차적으로본연구의결과를바탕으로추후산재보험의정책수립및운영등의기초적자료로활용할수있으리라사료된다. 196

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 II. 연구방법 1. 연구대상및방법본연구는산재패널 1~3차연도데이터를사용한종단연구이다. 산재패널은산재를경험한대상자가이후의경제활동및신체적, 정서적변화와환경적변화및이에대한영향을알아보기위해조사하는패널조사이다. 산재의노출은근로자에게많은변화를야기하기에연속적으로변화에대한추적이필요함에따라근로복지공단에서 2013년부터 5년간조사중이다. 산재패널의설계는 2012년의산재종결자 89,921 명을전체집단으로두고이중소재지미파악자, 외국인, 제주도거주자를제외한 82,493 명을모집단으로하여 6개의층화변수를통해최종 2,000 명을표본으로설정하여진행중이다. 조사시작시점을기준으로원직장복귀자 (695명, 34.8%), 재취업자 (642 명, 32.1%), 무급가족종사자 (8 명, 0.4%), 실직자 (145명, 7.3%), 비경제활동인구 (443명, 22.2%) 로구성되어있다. 현재 3차연도조사가끝난시점에서의 85.2% 의표본유지율을유지하고있다 (J. H. Lee, S. B. Shin, & Y. S. Ji, 2016). 본연구에서는 1, 2, 3차자료를모두이용하였으며, 전제대상중원직장에복귀한대상자중 3년간복귀한원직장에서계속적으로근무하는대상자중응답항목에결측이없는 465명을최종연구대상으로설정하였다. 2. 측정도구의조작적정의본연구에서사용한측정도구및조작적정의는다음과같다. 만족이란, 개개인이어떠한상황및대상으로부터얻는즐거움의정도로정의된다 (Stevens, 1991). 즉, 직무만족은업무와관련하여느끼는즐거움의정도로정의되며, 일상생활만족은일상생활에서개인이느끼는즐거움의정도로정의된다. 산재근로자의경우산재라는큰사건을경험하여직무및생활만족이낮은것으로나타나며, 그사건의크거나사건이후그후유증이큰경우만족도가낮아진다 (J. H. Lee, 2015). 본연구에서는만족을직무만족과일상생활만족으로구분하였으며, 직무만족에대한척도는원직장복귀자만을대상으로측정된 5개의문항을사용하였으며, 구성문항은 나는현재하고있는일에만족한다, 나는현재하고있는일을열정적으로한다, 나는현재하고있는일을즐겁게한다, 나는현재하고있는일에보람을느끼면서한다, 별다른문제가없는한현재하고있는일을계속하고싶다 로구성되어있다. 각문항은 Likerts 5점척도 (1: 매우그렇다 ~ 5: 전혀그렇지않다 ) 로구성되어역코딩을실시하여, 점수가높을수록직무만족이높다고할수있다. 일상생활만족은 6개의문항으로구성되어있으며, 각문항은 가족의수입, 여가생활, 주거환경, 가족관계, 사회적친분 에대한만족으로구성되어있으며, Likerts 5점척도 (1: 매우만족 ~ 5: 매우불만족 ) 로구성되어있다. 본문항은역코딩을실시하여, 점수가높을수록일상생활에대한만족이높다고할수있다. 자존감이란, 개인이느끼는자기자신에대한능력및가치라고정의된다 (M. Rosenburg, 1965). 선행연구에서자존감과만족감간에는정 (+) 의상관관계가있는것으로나타나자존감이높은경우만족이높아지는것으로나타났다 (E. R. Kim, J. K. Park, & L. E. Park, 2015; H. H. Yoo, J. Yim, & K. H. Park, 2015; Y. R. Lee et al., 2016). 본연구에서연구대상자의자존감을측정하기위하여 Rogenberg 의자존감척도 10개의문항을사용하였다. 하지만자존감척도의경우긍정적자존감과부 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 197

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 정적자존감이혼재되어있어척도의사용법에따라부정적자존감측정문항을역코딩하였다. 따라서자존감의경우점수가높을수록긍정적인자존감이높다고할수있다. 산재프로그램평가를위하여본패널자료에서제공하고있는프로그램을평가하기위하여조사항목중관련된치료기간적정성, 주치의직업상담경험여부, 직업복귀소견서이용여부, 재활서비스인지여부 ( 재활지원, 심리상담, 재활스포츠, 원직장복귀지원, 직업훈련지원, 취업알선, 창업지원, 융자사업, 합병증등예방관리진료 ), 직업훈련경험여부를선택하였다. 3. 연구모형및가설선행연구의고찰을통해알아본결과산재근로자의만족과자존감사이상관관계가존재하는것으로나타났다. 하지만, 이들간의종단적인인과관계를규명한연구가부족하였다. 따라서본연구는각요소에대한자귀회귀와교차회귀에대한영향검증을통해종단적인영향에대해검정하려하며, 이에본연구모형, 연구문제및가설을다음과같이설정하였다. 본연구의연구모형및가설은다음과같다. < 그림 2> 연구모형 < 연구문제 1> 직무만족, 일상생활만족, 자존감은각각다음연도에대해자기회귀효과가존재하는가? 가설 1-1. 직무만족은다음연도의직무만족에영향을미칠것이다. 가설 1-2. 일상생활만족은다음연도의일상생활만족에영향을미칠것이다. 가설 1-3. 자존감은다음연도의자존감에영향을미칠것이다. < 연구문제 2> 직무만족, 일상생활만족, 자존감은서로다음연도에대해교차지연효과가존재하는가? 가설 2-1. 직무만족은다음연도의일상생활만족에영향을미칠것이다. 가설 2-2. 직무만족은다음연도의자존감에영향을미칠것이다. 가설 2-3. 일상생활만족은다음연도의직무만족에영향을미칠것이다. 가설 2-4. 일상생활만족은다음연도의자존감에영향을미칠것이다. 가설 2-5. 자존감은다음연도의직무만족에영향을미칠것이다. 가설 2-6. 자존감은다음연도의일상생활만족에영향을미칠것이다. < 연구문제 3> 산재보험프로그램경험은근로자의중요요인에종단적영향을미치는가? 가설 3-1. 산재보험프로그램경험은근로자의중요요인에영향을미칠것이다. 198

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 4. 분석방법연구문제를검정하기전본연구의유의수준과검정력을유지할수있는적정연구대상자수를산출하기위해 G*Power 3.9.1 을통해검정하였다. SPSS 21.0 Ver. 을통해연구대상자의인구사회학적특성을알아보기위하여빈도분석을실시하였으며, 측정변수에대한데이터탐색및주성분법에의한요인분석을통해확인적요인분석을실시하였다. 또한측정변수의신뢰도를검정하기위하여 Cronbach s α를진행하였다. 연구모형및가설을검정을위하여 AMOS 21.0 Ver. 을이용하여자기회귀교차지연모형을이용하여검정하였다. 자기회귀교차지연모형은종단으로구성된자료를바탕으로각변수간의인과관계를검증하는데유용한분석이다 (F. Chen, K. A. Bollen, P. Paxton, P. J. Curran, & J. B. Kirby, 2001). 본분석자료는이전시점 (t-1) 과이후시점 (t) 으로구성되며, 같은변수를예측하는자기회귀경로계수와다른변수를예측하는교차지연경로계수로구성된다. 또한자기회귀교차지연모형으로나타나는주요변수에대해산재보험프로그램의종단적영향을분석하기위하여잠재성장모형을이용하였다. 잠재성장모형은시간에따른초기값과변화율의선형식을산출하여향후성장성을예측할수있는분석이다 (J. H. Kim, M. K. Kim, & S. H. Hong, 2009; T. E. Duncan, S. C. Duncan, & L. A. Strycker, 1999). III. 연구결과 1. 적정연구대상자수산출 G*Power3.9.1 을사용하여본연구의유의수준과검정력을유지할수있는적정연구대상자의수를산출하였다. 산출기준중효과수준은중간 (f² =.15 [middle]) 수준, 유의수준 (α =.05), 검정력 (β =.95) 으로설정하여진행한결과최소연구대상자수는 396명으로나타났다 (J. Cohen, 1992). 본연구의최종연구대상자수는 465명으로본연구를진행함에무리가없는것으로나타났다. 2. 연구대상자의일반적특성 본연구대상의일반적특성을빈도분석으로실시하였으며, 결과는 [ 표 2] 와같다. 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 199

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 < 표 2> 연구대상자의일반적특성 ( 단위 : %) Frequency % 성별 남 405 87.1 여 60 12.9 거주지 서울 53 11.4 경기 / 인천 143 30.8 경상도 175 49.0 전주 44 9.5 충청 41 8.8 강원 9 1.9 교육수준초등학교 50 10.8 중학교 68 14.6 고등학교 240 51.6 대학 107 23.0 연령대 20대 10 2.2 30대 74 15.9 40대 134 28.8 50대 179 38.5 60대 68 14.6 산재발생원인사고 407 87.5 질환 58 12.5 장애유무있음 378 81.3 없음 87 18.7 Frequency % 혼인경험있음 418 89.9 없음 47 10.1 만성질환유무있음 87 18.7 없음 378 81.3 종교여부있음 126 27.1 없읍 339 72.9 재활사업정보제공경험있음 225 48.4 없음 240 51.6 직업상담경험있음 150 22.3 없음 315 67.7 치료적정여부적정함 299 64.3 부적정함 166 35,7 직업소견서경험있음 64 13.8 없음 401 86.2 직업훈련경험있음 7 1.5 없음 458 98.5 총합 465 100.0 성별의경우남성 (405명, 87.1%) 이여성 (60명, 12.9%) 보다많았으며, 거주지역은경상도 (175 명, 49.0%) 가가장많았으며, 경기 / 인천 (143명, 30.8%), 서울 (53명,11.4%) 순으로나타났다. 교육수준은고졸 (240명, 51.6%), 대졸이상 (107 명,23.0%), 중졸 (68명, 14.6%) 순으로나타났으며, 연령은 50대 (179 명, 38.5%) 로가장많았으며, 40대 (134명, 28.8%), 30대 (74명, 15.9%) 순으로나타났다. 산재발생원인으로는사고 (407명, 87.5%), 질병 (58명, 12.5%) 였으며, 장해유무는장해가있는사람 (378명, 81.3%) 이없는사람 (87명, 18.7%) 보다많았다. 혼인경험은경험이있는사람 (418 명, 89.9%) 로나타났으며, 만성질병은없는사람 (378 명, 81.3%) 이있는사람 (87명, 18.7%) 에비해많았다. 종교여부는종교가없는사람 (339명, 72.9%) 이있는사람 (126명,27.9%) 에비해많았다. 산재프로그램과관련하여재활서비스인지여부는알고있는사람 (240 명, 51.6%) 이그렇지않은사람 (225 명, 48.4%) 에비해근소하게많았으며, 직업상담은받지않은사람 (315명,67.7%) 이받은사람 (150명, 22.3%) 에비해많았다. 요양적절성에대한인지는충분하다고느낀사람 (299 명, 64.3%) 이그렇지않은사람 (166 명, 35.7%) 에비해많았다. 직업소견서발급경험이있는사람과직업훈련을받은사람은각각 64명 (13.8%), 7명 (1.5%) 로그비율이다른프로그램에비해상대적으로낮았다. 200

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 3. 측정도구의타당도, 신뢰도검정및상관관계 측정도구의타당도및신뢰도를검정하기위하여확인적요인분석과 Cronbach s α 를통해검정하 였다. 요인분석, 신뢰도분석및데이터탐색에대한결과는다음과같다. < 표 3> 확인적요인분석 ( 단위 : %) 요인 M±SD KMO Bartlett s of sphericity (df) Cronbach s α 총분산 % 왜도첨도 1차년도 J.S 3.68±.03.896 1,801.477 (10).923 76.814 -.002.130 2차년도 J.S 3.70±.03.895 1,820.739 (10).924 77.107 -.156.263 3차년도J.S 3.69±.03.864 1,393.568 (10).893 70.694 -.377.911 1차년도 D.L.S 3.41±.02.689 751.778 (10).825 75.098.040.278 2차년도 D.L.S 3.43±.02.731 696.152 (10).814 74.051 -.330 -.361 3차년도 D.L.S 3.44±.02.728 750.236 (10).829 74.784 -.150 -.660 1차년도 S.E 3.25±.02.765 1,211.039 (28).821 62.167 -.433 -.378 2차년도 S.E 3.31±.02.774 1,228.752 (28).837 61.851 -.526 -.299 3차년도 S.E 3.31±.02.739 1,020.572 (28).782 57.250 -.669.005 * J.S(Job Satisfaction, 직무만족 ), D.L.S(Daily Life Satisfaction, 일상생활만족 ), S.E(Self-Esteem, 자존감 ) 요인분석은주성분법에의한직각회전 (Varimax) 을사용하였다. 요인의선택은고유값이 1 이상, 누적분산 60% 이상인요인을선택하였으며, 각측정변수는요인적재량이.6이상, 교차요인적재량.35이하인측정항목을선택하였다. 각요인에대한신뢰도분석을통하여 Cronbach s α >.7 이상을선택하였다 (J. C. Anderson & D. W. Gerbing, 1988; J. C. Numally, 1978). 분석결과각연도별모든요인에서 KMO, Bartlett s 검정, 분산및 Cronbach s α가높게나타나측정도구의타당성및신뢰도가확보된것으로확인되었다. 직무만족의경우 1개의요인으로구성되었으며, 구성된측정문항을항목묶음 (Item Parceling) 을실시하였다. 일상생활만족의경우주거환경에관한문항이요인적재량이낮아제거하였으며, 2개의요인 ( 경제적만족, 사회 정서적만족 ) 으로나타났으며, 2개의요인은항목묶음을실시하였다. 마지막으로자존감의경우 2개의요인 ( 긍정적자존감, 부정적자존감 ) 으로나타났으며, 2개의요인은항목묶음을실시하였다 (D. L. Bandalos, 2002). 마지막으로각요인에대한정규성검정과관련하여잠재성장모형의경우정규성에대한가정을가지고있으므로왜도와첨도로정규성을검정한결과모두 θ>3 으로나타나정규성가정을만족하는것으로나타났다 (J. P. Woo, 2012). 요인분석과항목묶음으로구성된각연도별요인에대한상관분석을실시한결과는다음과같다. 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 201

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 A. 1 차년도 J.S 1 B. 2 차년도 J.S.402 *** 1 C. 3 차년도 J.S.333 ***.379 *** 1 < 표 4> 변수간상관관계 A B C D E F G H I D. 1 차년도 D.L.S.269 ***.276 ***.170 *** 1 E. 2 차년도 D.L.S.213 ***.320 ***,268 ***.468 *** 1 F. 3 차년도 D.L.S.222 ***.260 ***.234 ***.268 ***.525 *** 1 G. 1 차년도 S.E.288 ***.154 ***.014.270 ***.182 ***.094 * 1 H. 2 차년도 S.E.237 ***.247 ***.126 **.145 **,204 ***.166 ***.470 *** 1 I.. 3 차년도 S.E.188 ***.203 ***.222 ***.159 ***.269 ***.197 ***.381 ***.515 *** 1 J.S(Job Satisfaction, 직무만족 ), D.L.S(Daily Life Satisfaction, 일상생활만족 ), S.E(Self-Esteem, 자존감 ) *<.05 **<.01 ***<.001 상관분석결과각요인은정 (+) 적인통계적으로유의한상관관계를보이고있으며, 상관계수상에 서분석진행에문제될부분은없는것으로나타났다. 4. 연구모형및가설검정 1) 연구 1. 직무만족, 일상생활만족, 자존감의자기회귀교차지연모형검정 (1) 자기회귀교차지연모형의동질성검정직무만족, 일상생활만족, 자존감의종단적인과관계를자기회귀교차지연모형으로검증하였다. 자기회귀교차지연모형의분석은경로동질성과오차공분산동질성이성립되어야하므로, 이를검정하기위하여 13개의경쟁모형을설정하였으며, 그내용과결과는다음과같다 (J. H. Kim et al., 2009). ` Model 1: 어떠한제약도가하지않은비제약모형 Model 2: 직무만족의자기회귀계수동일화제약모형 Model 3: 일상생활만족의자기회귀계수동일화제약모형 Model 4: 자존감의자기회귀계수동일화제약모형 Model 5: 직무만족의일상만족에대한교차지연계수동일화제약모형 Model 6: 직무만족의자존감에대한교차지연계수동일화제약모형 Model 7: 일상만족의직무만족에대한교차지연계수동일화제약모형 Model 8: 일상만족의자존감에대한교차지연계수동일화제약모형 Model 9: 자존감의직무만족에대한교차지연계수동일화제약모형 Model 10: 자존감의일상만족에대한교차지연계수동일화제약모형 Model 11: 직무만족과일상만족간의오차공분산동일화제약모형 Model 12: 직무만족과자존감간의오차공분산동일화제약모형 Model 13: 자존감과일상만족간의오차공분산동일화제약모형 202

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 χ² df CFI TLI RMSEA 1 59.081*** 9.945.781.110 2 59.895*** 10.945.804.104 3 60.130*** 11.946.824.098 4 60.162*** 12.947.842.093 5 60.293*** 13.948.857.089 6 61.981*** 14.948.865.086 7a) 62.858*** 15.948.875.083 8 68.896*** 16.942.870.084 9 68.986*** 17.943.880.081 10 69.024*** 18.944.889.078 11 73.834*** 19.940.886.079 12 74.382*** 20.941.893.077 13 76.124*** 21.940.897.075 a) 최종모형 *<.05 **<.01 ***<.001 < 표 5> 동질성검정 본연구는연구대상자의결측을사전에제거하고연구를진행하였기때문에적합도의판단및해의추정을위해최대우도법 (Maximum likelihood method, ML) 을이용하였다. 또한자기회귀교차지연모형은모형평가를위하여모형적합도를사용하여모형을평가한다. 모형적합도는크게절대적합지수와상대적합지수로구분이되며, 본연구에서는 CFI, TLI, RMSEA, χ² 로검증하였다 (G. S. Kim, 2010; J. H. Kim et al., 2009). CFI, TLI의경우 >.9 이상, RMSEA 의경우 <.08 이하인경우모형의적합도가양호한것으로보고있다. 본연구에서 CFI, TLI, RMSEA 를선택한이유는본지수가표본크기에대한민감도가낮으며, 적합도와간명도를고려할수있는장점이있기때문이다 (J. P. Woo, 2012). 또한 χ² 의경우경쟁모형에비해 χ² 의변화가통계적으로유의하지않으면동질성을유지한것으로판단하였다 (J. H. Kim et al., 2009). 하지만 χ² 의경우표본수에민감하므로, 4개의지수를모두고려하여최적모형을선택하였다 (G. S. Kim, 2010). 위 Model 1부터 13까지순차적으로최적의모형을선택하기위하여비교하였다. 비교는이전모델과의비교를통하여가장적합한모델을검정하였으며, 그결과 Model 7을선택하였다. 이는각경로에대해동일화제약을설정한결과각모델에서 χ² 가통계적으로유의하게나타났기때문이다. 최종모형에서 CFI는 >.9 이상으로나타났지만, TLI와 RMSEA 가수용할만한수준으로전체적인모형적합도를수용할만한수준으로인정하였다. 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 203

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 (2) 연구가설검정 최종모형을바탕으로연구가설을검정한결과및통계적모형은다음과같다. < 표 6> 자기회귀교차지연모형가설검정 Path B β S.E. C.R. p Result 1st J.S 2nd J.S.316.326.030 10.529 <.001 Accept 1st D.L.S 2nd D.L.S.452.447.029 15.472 <.001 Accept 1st S.E 2nd S.E.443.438.029 15.378 <.001 Accept 1st J.S 2nd D.L.S.060.085.021 2.858 <.01 Accept 1st J.S 2nd S.E.046.069.020 2.325 <.05 Accept 1st D.L.S 2nd J.S.225.163.041 5.426 <.001 Accept 1st D.L.S 2nd S.E.007.007.039.179 >.05 Reject 1st S.E 2nd J.S.023.016.064.363 >.05 Reject 1st S.E 2nd D.L.S.037.034.045.816 >.05 Reject 2nd J.S 3rd J.S.316.342.030 10.529 <.001 Accept 2nd D.L.S 3rd D.L.S.452.478.029 15.472 <.001 Accept 2nd S.E 3rd S.E.443.471.029 15.378 <.001 Accept 2nd J.S 3rd D.L.S.060.087.021 2.858 <.01 Accept 2nd J.S 3rd S.E.046.071.020 2.325 <.05 Accept 2nd D.L.S 3rd J.S.225.178.041 5.426 <.001 Accept 2nd D.L.S 3rd S.E.133.151.035 3.784 <.001 Accept 2nd S.E 3rd J.S.006.004.058.105 >.05 Reject 2nd S.E 3rd D.L.S.049.048.041 1.195 >.05 Reject J.S(Job Satisfaction, 직무만족 ), D.L.S(Daily Life Satisfaction, 일상생활만족 ), S.E(Self-Esteem, 자존감 ) < 그림 3> 통계적모형 204

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 3차연도에걸쳐각변수의자기회귀계수는각각통계적으로유의한영향을미치는것으로나타났다. 따라서이전시점의직무만족, 일상생활만족, 자존감은다음시점의직무만족, 일상생활만족, 자존감을각각통계적으로유의하게정 (+) 의영향을예측하는것으로나타났다. 즉, 초기직무에만족하는산재근로자는시점이계속적으로증가함에따라계속적으로높은직무만족을유지하는것으로나타났으며, 일상생활만족이높은시점이계속적으로증가함에도계속적으로높은일상생활만족을유지하는것으로나타났다. 자존감의경우도만족요인들과같이초기에높은산재근로자가지속적으로높은자존감을유지하는것으로나타났다. 다음으로직무만족, 일상생활만족, 자존감간의상호인과적인방향성을확인하기위해교차지연효과를검증하였다. 직무만족의경우이점시점 (t-1) 이이후시점 (t) 의일상생활만족및자존감에통계적으로정 (+) 의영향을미치는것으로나타났다. 일상생활만족에대한경로계수는 β =.085 ~.087, C.R. =2.858, 자존감에대한경로계수는 β =.069 ~.071,C.R. =2.325 으로나타나, 즉이전시점에서직무만족이높은산재근로자는이후시점에서일상생활만족및자존감이더증가하는것으로나타났다. 일상생활의경우이전시점 (t-1) 이이후시점 (t) 의직무만족에통계적으로정 (+) 의영향을미치는것으로나타났다. 각경로에대한경로계수는 β =.163 ~.178, C.R. = 5.426 으로나타나, 즉이전시점에서일상생활만족이높은산재근로자는이후시점에서직무만족이더증가하는것으로나타났다. 하지만자존감에대한교차지연효과는 1차연도에서 2차연도의효과는통계적으로유의하지않았지만 2차연도에서 3차연도의교차지연효과는통계적으로유의한정 (+) 의영향나타났다. 경로에대한경로계수는 β =.151, C.R. = 3.784 로나타나, 즉 2차시점에서일상생활만족이높은산재근로자는 3차시점에서자존감이더증가하는것으로나타났다. 자존감의경우이점시점 (t-1) 이이후시점 (t) 의직무만족및일상생활만족에통계적으로유의한영향이없는것으로나타났다. 검정결과직무만족과일상생활만족이상호간교차지연효과가있는것으로나타났다. 하지만그영향력의정도가직무만족이일상생활만족으로가는경로 (β =.178 ~.182, C.R. = 5.569) 가일상생활만족이직무만족으로가는경로 (β =.174 ~.186, C.R. = 5.776) 보다작게나타났다. 따라서 1~3차연도에걸친직무만족과일상생활만족에대한교차지연효과검정결과전체적인양상이일상생활만족이선행하여직무만족에영향을주는것으로나타났다. 하지만반대로자존감에대해서는직무만족이일상생활에비해선행적으로영향을미치는것으로나타났다. 2) 연구 2. 산재프로그램경험과직무만족및일상생활만족의영향관계검정자기회귀교차지연모형검정으로직무만족및일상생활만족이각각선행하여자존감및직무만족에종단적영향을주는것으로나타났다. 따라서각각의만족도가중요함에따라각만족에대한산재프로그램의영향을잠재성장모형으로검정하였다. (1) 요인별시간추이에따른변화및분석모형선정 본연구에서직무만족과일상생활만족에대하여시간의흐름에따른변화를탐색하였다. 각시점의 측정변인에대해평균값을산출하였다. 각시점에대한평균값및그래프로나타내었다. 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 205

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 < 표 7> 연도별만족도 요인 M±SD 1차년도직무만족 3.68±.03 2차년도직무만족 3.70±.03 3차년도직무만족 3.69±.03 1차년도일상생활만족 3.41±.02 2차년도일상생활만족 3.43±.02 3차년도일상생활만족 3.44±.02 < 그림 4> 연도별만족도 각요인을잠재성장모형으로적용하기전각요인에대한적절한변화함수를선택하였다. 잠재성장모형은각시점의변화에따라무변화모형, 선형변화모형, 다차함수모형으로선택할수있다 (J. H. Kim et al., 2009). 두변인에대해살펴본결과그변화량이의미있게증가하는경향을보이지않았으며, 매시점에서보이는변화는무선오차 (random error) 로간주하였다 (S. J. Lee, S. H. Hong, & J. K. Park, 2005). 각요인에대하여무변화모형, 선형변화모형으로설정하여각각의적합도와결과를비교하였다. 다차변화모형의경우 4개이상의시점에서조사된자료가있어야적용가능하므로본연구에서는제외시켰다. 각요인별두모형에대한모형적합도를표 7에제시하였다. < 표 8> 모델적합도및모형선택 모형 χ² df CFI TLI RMSEA 초기치 기울기 평균분산평균분산 직무만족무변화모형 10.741*** 4.961.971.060 3.690***.139*** 선형변화모형 3.694*** 2.990.985.043 3.688***.189***.002.008 일상생활만족무변화모형 16.396** 4.955.966.082 3.425***.090*** 선형변화모형 7.160* 2.981.972.075 3.410***.015.113***.015** *<.05 **<.01 ***<.001 206

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 모형적합도검증결과두요인모두선형변화모형의적합도가만족할수준으로나타나직무만족과일상생활만족은시간의경과에따라통계적으로유의하게변화하는것으로나타났다. 직무만족의경우변화율은통계적으로유의하지않았으며, 초기치에서만평균과분산이통계적으로유의성이있었으므로, 직무만족의초기치에만개인의차이가존재하는것으로나타났다. 일상생활만족의경우시간의경과에따라통계적으로유의하게변화하는것으로나타났다. 또한변화율의분산만이통계적으로유의하였으므로변화율에는개인의차이가존재하는것으로나타났다. 잠재성장모형을적용한각요인의초기치와변화율에대한산재프로그램의영향에대한결과를다음의표 8로나타내었다. 경로 < 표 9> 만족도에대한산재프로그램의영향분석 직무만족 일상생활만족 B β B β R.P.I Intercept -.015 -.018 -.047 -.078 J.C Intercept.067.072 -.014 -.021 M.A Intercept.179 **.197 **.126 **.202 ** J.O.D Intercept -.109 -.087.036.041 J.T Intercept.210.059.095.039 R.P.I Slope.186.248.004.026 J.C Slope.050.187 -.035 -.225 M.A Slope -.016 -.082.055 *.350 * J.O.D Slope -.080 * -.420 * -.002 -.009 J.T Slope.085 *.462 *.046.076 R.P.I(Rehabilitation Program Information, 재활사업프로그램 ), J.C(Job consulting, 직업상담 ), M.A(Medical Adequacy, 치료기간의적정성 ), J.O.D(Job Opinion Document, 직업소견서 ), J.T(Job Training, 직업훈련 ) *<.05 **<.01 ***<.001 먼저직무만족의경우치료기간의적정성이직무만족초기치에정 (+) 의영향 (β=.197) 을미치는것으로나타났다. 또한변화율에대해서직업복귀소견서는통계적으로유의한부 (-) 의영향을, 직업훈련경험은정 (+) 의영향을나타내는것으로나타났다. 즉, 치료기간이적정하게진행된산재근로자의경우직업복귀시직무만족이높은것으로나타났으며, 직업훈련을경험할수록직무만족의변화율이증가하는것으로나타났다. 하지만, 직업복귀소견서경험이있는근로자의경우그변화율이낮아지는것으로나타났다. 일상생활만족의경우치료기간의적정성이일상생활만족초기치와변화율에정 (+) 의영향을미치는것으로나타났다. 즉, 치료기간이적정하게진행된산재근로자의경우일상생활로복귀한경우그만족도가높았으며, 시간이흐름에따라그만족도가증가하는것으로나타났다. 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 207

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 IV. 논의 본연구는산재보험패널 1~3 Wave 를이용하여산재근로자의직무만족, 일상생활만족및자존감의종단적관계를알아보고, 이와관련하여주요변수로나타난직무만족및일상생활만족에대하여요양기간동안경험한산재프로그램의종단적영향까지검정하였다. 산재보험은생애주기에서예상치못한산재라는큰사건으로인한사회경제적손실및개인생활상실등에서부터이를회복시키는중요한역할을하고있다 (H. J. Shim & H. S. Rhee, 2016). 따라서산재로인한요양이후에산재근로자의생활에대한변화추적및현재제공되고있는산재프로그램의효과검정이필요하리라사료된다. 본연구결과중먼저자귀회귀교차지연모형결과를요약하면다음과같다. 첫째, 이전시점의직무만족, 일상생활만족, 자존감은각각다음시점의자기에대해정 (+) 의영향을미치고있었다. 이는요양후원직장에복귀한근로자가자신의직장, 일상및정서적으로안정을회복하는것으로해석할수있다 (A. H. Maslow, 1943). 이는요양중에신체 정서적문제가일차적으로종결되고이후원직장에복귀하면서자신의역할회복및경제적 정서적안정을영위하고있다고해석가능할것이다. 이는산재보험이궁극적으로추구하는산재근로자의재활, 사회복귀및근로능력보전측면에서그목적에부합하게역할을하고있다고사료된다. 둘째, 직무만족과일상생활만족간의교차지연효과의경우이전연도의일상생활만족과직무만족은상호간다음연도에정 (+) 의영향을미치는것으로나타났으며, 이중일상생활만족이직무만족에비해선행하여영향을주는것으로나타났다. 즉, 산재근로자의일상에대한회복이먼저이루어져야이후직무만족에도영향을미친다는것이다. 이는 Maslow(1943) 의기본욕구와관련하여산재로인하여욕구의균형이깨진상황에서욕구를충족해나가는면에서그의미가상통한다고할수있다 (A. H. Maslow, 1943). 뿐만아니라연구대상자의분포중남성이여성에비해 6배정도많은점을비추었을때산재로인한요양기간동안의가장이라는역할에대한부재는큰부담으로나타날것이며, 요양이종결됨에따라그역할에대한회복에대한결과로해석될수있다 (H. J. Cho & H. J. Bang, 1998; I. H. Hahm, 2012). 또한경제적측면에서산재로인한보상으로휴업급여를제공함에도불구하고경제적문제를직장으로복귀함으로서회복되는것으로해석할수있을것이다 (J. H. Kim, Y. S. Kim, & H. W. Kim, 2014; S. J. Lee, 2011). 셋째, 직무만족과자존감의교차지연효과는이전의직무만족이이후자존감에정 (+) 에영향을미치는것으로나타났지만반대경로에대해선통계적으로유의한영향이없었다. 즉, 산재경험근로자는직무에복귀이후직무적응이후자존감이회복되는것으로해석된다. 이는선행연구와비교했을때김경미와김창희 (2003), 임정연과이영민 (2016) 의연구와유사한결과를보였다 (J. Y. Lim & Y. M. Lee, 2016; K. M. Kim & C. H. Kim, 2003). 하지만, 대부분의연구가단면적연구로이루어짐에따라영향관계로해석하는것에는한계가있으며, 종단연구로이루어진이영리등 (2016) 의연구와비교했을때, 반대적인결과를보였다 (Y. R. Lee et al., 2016). 이는복지패널의경우우리나라경제활동에초점을맞추어일반가구와저소득가구를구분하여진행하는연구로서본산재패널의대상자에비해건강근로자효과 (Healthy worker effects) 가존재할가능성이높으며, 특히산재의경우갑자기발생한사고로인하여신체및정서적손상으로인하여그대상자의특성에차이가존재함에따라그결과가상이할것으로사료된다 (A. J. McMichael, 1976; B. Y. Jeon, S. M. Kwon, B. H. Cho, & T. J. Lee, 2010). 즉, 산재근로자의경우자신의사회 경제적역할이회복된이후자존감이회복되는것으로나타났다. 208

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 넷째, 2차연도에서 3차연도로시점이변화함에따라일상생활만족이자존감으로영향이생겨났다. 이는일연생활과직무에대해직접효과와간접효과를보이고있으며, 두요인즉, 기본욕구에대한회복및적응이후정서적회복이이루어지는것으로보인다 (A. H. Maslow, 1943). 본연구결과에대하여선행연구가부재하여본연구에대한세부적인연구가필요하리라사료된다. 다시한번자기회기교차지연모형에대한결과를 Maslow(1943) 의욕구이론을기초로요약하자면, 산재로인한욕구의균형파괴는요양기간동안에생리적욕구가충족이되며, 요양이종결되고일상과직무에복귀함에따라안전의욕구가회복되며, 이후정서적욕구가회복되는것으로나타났다 (A. H. Maslow, 1943). 다음으로자기회귀교차지연모형의결과로나타난중요요인인직무만족과일상생활만족에대한산재프로그램의종단적영향에대한결과를요약하면다음과같다. 이중직무만족에대한잠재성장모형의결과는다음과같다. 첫째, 직무만족의경우치료기간이초기치에영향을미치는것으로나타났다. 이는치료기간이적정한근로자의경우신체적회복이충분히이루어진이후직무에복귀함에따라그렇지못한근로자에비해업무적응이빨라업무복귀당시의만족도가높은것으로해석할수있다 (S. K. Hwang, 2003). 둘째, 직업복귀소견서는변화율에부 (-) 의영향을나타내는것으로나타났다. 이는직업복귀소견서의경우근로자의현재상태및작업수행도등에대한평가를거쳐진행되는프로그램으로본프로그램에참여하는근로자는참여하지않는근로자에비해질병의중증도및잔존장해정도가클가능성이존재한다. 즉, 잔존장애등의요인으로직장에복귀함에있어업무영역에제한을받을수있다 (A. J. McMichael, 1976). 즉, 본프로그램의영향이아닌근로자의상태에따른결과로해석할수있을것이다. 또한직업복귀소견서프로그램참여자의경우전체대상자중 13.8% 에불과해비대칭적인분포에대한영향이있었을것으로사료된다 (Y. S. Yoo & K. I. Shin, 2011). 셋째, 직업훈련경험은변화율에정 (+) 의영향을나타내는것으로나타났다. 요양기간동안의직업훈련은복귀전업무공백기를줄여줌으로서해당업무에복귀시그적응도가높을것이다 (I. D. Noh & D. Y. Lee, 2003). 하지만이또한직업훈련에참여한근로자의분포가매우낮아확대해석하기엔다소무리가있을수있다. 두번째로일상생활만족에대한잠재성장모형결과는다음과같다. 첫째, 치료기간적정성만이일상생활만족의초기치와변화율에정 (+) 의영향을미치는것으로나타났다. 즉, 시간이흐름에따라일상생활만족이증가하는것으로나타났다. 이는직무만족과유사한결과로충분한요양이이루어진근로자의경우일상생활에서도큰무리없이적응하며, 삶을영위하는데무리가없기에시간이변화함에따라점차일상생활에대한만족도가증가하는것으로사료된다 (I. D. Noh & D. Y. Lee, 2003). 하지만본연구결과를바탕으로논의를함에있어중증도및근로복귀당시개개인의상태에대한정보가약한점과각프로그램에대한실제적인도움및필요정도인양적척도가아닌단순한경험여부로인하여해석상에다소제약이존재할것이다. 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 209

4 주제대학원생학술논문경진대회수상작 V. 결론 본연구의결론은다음과같다. 첫째, 산재경험근로자의경우산재라는큰사건으로인해신체적, 정서적충격을받게되며, 이를회복하기위해노력을하게된다. 개개인별로상이하긴하지만일정수준의욕구를충족하며안정적인상태에서산재라는사고로인하여욕구의붕괴및파괴를경험하게된다 (J. M. Chang, N. H. Choi, H. S. Kang, & S. H. Park, 2009). 본연구결과시간의경과에따라산재근로자는욕구이론에따른회복을보이는것으로나타났으며, 요양등이종결된후대상자의직무만족및일상생활만족이상호적으로중요한영향을미치는것으로나타났다 (B. Y. Jeon et al., 2010; A. H. Maslow, 1943). 이중일상생활은직무만족에선행하여, 직무만족은자존감에선행하여영향을미치고있었다. 즉, 산재이전의근로자의역할을회복해주는것이중요하다. 또한두요인에대해공통적으로요양서비스의적정성이중요한역할을하는것으로나타남에따라가장먼저근로자의신체및정서적회복이선행되어야할것이다 (H. J. Lee & J. I. Kang, 2011). 세부적으로일상생활만족과관련하여크게정서적과경제적부분으로구분할수있을것이다. 먼저정서적측면에서는가족등주위에서의사회적지지등으로근로자의회복에대한도움이필요하리라사료된다. 미시적관점에서는큰사건의경험으로인한정신적충격및역할에대한상실로인한정신적문제를낮추고예방하기위하여서는치료적방법도물론중요하겠지만, 주위의지지또한중요한영향을줄수있으리라사료된다 (D. M. Yeum, M. J. Kim, & H. Y. Baek, 2013; J. K. Park & M. Y. Um, 2009). 거시적관점에서는산재보험프로그램의확대및맞춤형선별프로그램등으로빠른회복을도와줄수있는방안모색이필요하리라사료된다 (H. J. Shim & H. S. Rhee, 2016; Y. Y. Choi, 2009). 또한경제적측면으로는고산업화로변화함에따라과거와달리근로의대체가이루어질수없는상황으로산재로인한가장의부재는수입의단절로이를수있다 (J. M. Choi, J. J. Oh, H. J. Hyun, H. J. Lee, & S. N. Yoon, 2003; Kang et al., 2014). 이런가계의어려움을예방하기위하여현재요양기간중에산재근로자및그가족의생계유지를위하여제공되어지는급여에대해서생활을영위하는데문제가없도록적정수준으로제공되어야할것이다 (H. J. Yoo, J. M. Cho, & H. J. Jung, 2014; J. W.Synn & S. R. Ma, 2009). 직무만족과관련하여개인적측면에서는산재후요양기간동안의업무공백으로인한직무이해가떨어지지않도록교육및훈련을통하여그차이를줄여나가는노력이필요할것이다 (D. Y. Lee & H. J. Lee, 2006; S. J. Lee, 2011). 근무환경에서는근본적으로는발생한산재가재발하지않도록조치가필요할것이다 (K. Y. Choi & K. S. Yang, 2016; Y. S. Kang, M. J. Choi, S. H. Yang, Y. G, & K. S. Kang, 2008). 또한요양종결후복직한근로자에대한차별적대우가아닌상호배려적문화조성및근로자간에화합적분위기가필요할것이며, 근로자의건강등의개인적상황을종합하여근로배정등이필요할것이다 (D. M. Yeum et al., 2013; J. K. Kam, 2005; S. S. Choi & S. H. Park, 2011). 거시적으로는근로자의근로능력을최대로보존할수있는의료서비스제공및체계적이고전문적인직업교육 훈련의확대가필요할것이다 (K. J. Lee & J. J. Lee, 2009). 또한현재산재근로자의복귀와관련하여해당기관에제공되는금전적보상뿐만아니라조직문화등의진단및개선을위한컨설팅을진행하여업무복귀에도산재근로자가업무에잘적응할수있도록도와주어야할것이라사료된다 (H. J. Kim, 2009). 뿐만아니라가장근본적으로는개별기관이추체가된환경적문제진단및개선이아닌공단이주체가되어유사한유형의산재가발생하지않도록도모하여야할것이다 (Y. S. Kang et al., 2008; Y. S. Kang & S. H. Yang, 2013). 210

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 둘째, 산재근로자의회복에대하여현재근로복지공단에서제공되고있는산재프로그램의평가에대해서는다소한계가존재하였다. 단순한프로그램의경험여부로전체적인맥락을평가하는것에는다소무리가있지만, 업무및일상영역으로의복귀에있어요양적절성이가장크게영향을미치는것으로보인다 (I. D. Noh & D. Y. Lee, 2003; S. K. Hwang, 2003). 따라서근로자의상태에따른체계적진단및분류를통하여충분한요양을제공하였을때다시금자신의자리로복귀하였을때최대의효과를보일수있을것이라사료된다. 하지만충분한요양이필요하지만반대로불필요한급여가제공되는것을막기위한선별프로그램의고려가필요할것이라사료된다 (J. H. Yang, 2015). 또한직무와관련하여복귀전직업훈련이직무단절을줄이고, 빠른업무적응을도모할수있는방안이라사료된다 (I. D. Noh & D. Y. Lee, 2003). 따라서업무복귀예정자에대한직업훈련을확대하여잔존하는근로능력을최대로활용할수있도록장려하는것이필요하리라생각한다. 산재근로자의변화에대하여종단적으로접근한연구라는의의를가지는연구임에도불구하고본연구를진행함에있어제한점은다음과같다. 첫째, 본연구는근로복지공단에서제공하고있는이차데이터를사용한연구이다. 따라서본연구설계단계에서근사변인으로정의하고진행함에한계를가질수있다. 둘째, 본연구조사는일정기간마다방문하여조사하는형태를가진조사이다. 따라서설문응답시의연구대상자의 recall bias 등의오차는본연구결과에영향을미칠수있다. 셋째, 본연구는데이터의한계로산재요양종결후원직장복귀자만을연구대상으로설정하여진행하였다. 따라서다른형태로복귀한근로자에게까지확대하여해석하기엔다소한계를가질것으로사료된다. 따라서추후가능하다면그차이를분석할수있는연구가추가적으로진행되어야할것이라사료된다. 참고문헌 A. H. Maslow, (1943). A theory of human motivation. Psychological Review, 50(4), 370-396. A. J. McMichael.(1976). Standardized Mortality Ratios and the 'Healthy Worker Effect': Scratching Beneath the Surface. Journal of Occupational Medicine, 18(3), 165-168. B. J. Warren. (1997). Depression, stressful life events, social support, and self-esteem in middle class African American women. Archives of Psychiatric Nursing, 11(3),107-117. B. Y. Jeon, S. M. Kwon, B. H. Cho, & T. J. Lee. (2010). Factors Associated with Employment and Life Satisfaction of Occupationally Injured People. Korean Social Security Studies, 26(2), 199-222. C. G. Mcknight, E. S. Huebner, & S. Suldo, (2002). Relationships among stressful life events, temperament, problem behavior, and global life satisfaction in adolescents. Psychology in the Schools, 39(6), 677-687. D. L. Bandalos. (2002). The effects of Item Parceling on Goodness-of-Fit and Parameter Estimate Bias in Structural Equation Modeling. STRUCTURAL EQUATION MODELING, 9(1), 4-3. 종단연구를통한산재근로자의직무만족, 일상생활만족, 자존감영향 211

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대학원생학술논문경진대회우수작 부록1-1. ( 장려상 ) 산재근로자의고용형태변화가삶의질에미치는영향 - 정세정 ( 연세대사회복지정책협동 ) 부록1-2. ( 장려상 ) 산재근로자의삶의만족도발달궤적과예측요인 - 이은실 ( 전북대사회복지학과 ) - 고하림 ( 전북대사회복지학과 ) - 정준영 ( 전북대사회복지학과 )

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 부록 1-1 산재근로자의고용형태변화가삶의질에미치는영향 정세정 * 요 약 본연구의목적은산재근로자의고용형태변화가삶의질에미치는영향을분석하는데있다. 이를위하여근로복지공단의산재보험패널조사 1차년도및 3차년도자료를활용하였으며, 분석방법으로는다중회귀분석을적용하였다. 우선, 삶의질은 3차년도의생활만족도로측정하였다. 또한, 고용형태는상용직과임시 / 일용직으로구분하였다. 고용형태의변화는산재전과 3차년도의고용형태를비교하여, 상용직을유지한경우와상용직에서임시 / 일용직으로이동한경우, 임시 / 일용직에서상용직으로이동한경우, 임시 / 일용직을유지한경우로구분하였다. 분석결과, 상용직에서임시직으로이동한경우와임시 / 일용직을유지하는경우에는상용직을유지한경우에비해현재의삶의질이낮은것으로나타났다. 이러한결과는산재근로자의일자리의질의저하와고용불안정은그들의삶의질에부정적영향을미침을의미하는것이라할수있다. 본연구는대표성있는최신의종단자료를활용하여, 산재근로자의고용형태의변화와삶의질간의관계를분석한국내최초의실증연구라는점에서학문적의의가있다. 뿐만아니라, 이를바탕으로산재근로자의고용및삶의질을향상시킬수있는실천적, 학문적과제를논의하였다는점에서도연구의의미를지닌다. 주제어 : 산재근로자, 고용형태변화, 삶의질 I. 서론 일자리의질에대한정책적, 사회적차원의관심이증가하면서, 이와관련된학문적논의들도활발히이루어지고있다. 이들논의들은우리나라는단시간내에압축적인경제성장을이루어냈으나, 일반근로자들의생활조건과삶의질향상은이루어지지못했다고주장하며 ( 박재규, 2001a; 강수돌 2002), 근로자의삶의질을담보하기위해서는일자리의질이보장되어야함을강조하고있다 ( 이인숙 배화숙, 2008; Millar, 2007). 2015 년기준, 우리나라의산업재해를당한근로자의수는 90,129 명으로보고된다 ( 고용노동부, 2015). 또한산업재해로영구적장해를입은경우는산재근로자의 37.84% 에달한다 (2014 년기준 ). 여러이유로산업재해보상을받지못한경우를고려하면산업재해로인한피해는더욱클것이다. 산업재해는근로자의신체에부정적영향을미칠뿐아니라이로인한사회적, 직업적, 경제적문제를발생시킨 * 연세대학교일반대학원사회복지정책협동 부록 1-1. 산재근로자의고용형태변화가삶의질에미치는영향 221

부록 1 대학원생학술논문경진대회우수작 다 ( 김정연 이은주 하은희, 2001). 산업재해로인해영구적장해를갖게되는경우에는무기력감, 우울, 스트레스, 분노와같은심각한심리사회적문제를겪게될수도있다 ( 이현주 오진주 최정명 현혜진, 윤순녕, 2003; 박수경 김동기, 2006; 김호임, 2006; 김봉선, 2007; 김미옥, 2008; 박소연, 2012; 강선경 노지현, 2013 에서재인용 ). 다시말해, 산업재해로인한피해는단순히근로자본인뿐아니라, 가족적, 사회적차원으로확대될수있는것이다. 산업재해와관련한연구들은초기에는산업재해의실태를규명하고, 산업재해관련제도의양적성장이중요함을강조해왔다. 또한, 2000 년대에들어서는산재근로자의직장복귀에주요관심을두어왔다 ( 박은주 홍백의, 2012). 최근에이르러서는복귀한일자리의질에관심을둔연구들도수행되고있다 ( 이승렬, 2005; 이승렬, 2007; 이승욱 박은주, 2011; 박은주 홍백의, 2012; Bültmann et al., 2007). 그러나이들연구들또한산재근로자의고용형태나고용유형의변화에영향을미치는요인들을분석하는데그치고있다. 산재근로자의고용과일자리의질의변화가그들의삶에어떠한영향을미치는지에대한분석에까지는이르지못하고있는것이다. 이에본연구는산재근로자의산재전과현재의고용형태변화가그들의현재의삶의질에미치는영향을 1차년도및 3차년도산재보험패널조사자료를활용하여분석하였다. 또한분석결과를바탕으로, 산재후복귀한일자리의질의중요성에대한논의와, 직업재활정책및산재근로자의삶의질을높일수있는실천적, 정책적개입방안을모색하는데기여하고자하였다. II. 선행연구검토 1. 삶의질삶의질 (Quality of Life) 은연구자와학문적관점에따라다양하게연구되어왔다. 의학및보건분야에서는건강과관련된삶의질에주로주목해왔으며 ( 김수인, 2000; 김정연 이은주 하은희, 2001; 이현주, 2006; Polinder et al., 2010), 최근의사회과학분야에서는주관적인삶의질에초점을두는경향이발견된다 ( 박재규, 2001; 이병훈 윤정향, 2006; 김선미 김은하, 2015; Bardasi and Francesconi, 2004). 삶의질은주관적측면과객관적측면중어느것을강조하느냐에따라개념정의가달라지기도한다. 객관적측면을강조하는입장에서는경제적상태, 인구학적특성, 소득수준, 건강상태, 교육수준, 근로, 문화생활등을중요하게고려한다 (Waiker and Rosser, 1988). 그러나주관적측면을강조하는입장에서는생활만족이나자아존중감, 직무만족과같은요인을강조한다. 주관적측면을강조하는연구들은일상속에서개인이느끼고경험하는것에보다무게를두는것이다 (Engle, 1980). 사회과학분야에서는, 상대적으로오래된연구들은객관적측면에초점을둔삶의질에주목해왔으며 ( 김왕배, 1995; 한성덕외, 1998; 이숙현 서혜영, 2002) 최근에는주관적측면에초점을둔삶의질을중점적으로다루고있다 ( 이병훈 윤정향, 2006; 이인숙 배화숙, 2008; 배화숙, 2010; 김선미 김은하, 2015; Bardasi and Francesconi, 2004). 또한주관적삶의질을다룬최근 10년이내의연구들에서는삶의질을주로생활만족도로측정하는경향이발견된다 ( 이현주, 2006; 이인숙 배화숙, 2008; 김선미 김은하, 2015; Bardasi and Francesconi, 2004; Westman et al., 2006). 222

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 연구자에따른삶의질의정의는다음과같다. 먼저, 국내의경우김상균 (1996) 은삶의질이란사회적조건과제도및사회구성원간의상호작용의결과를반영하는것으로개인의삶을가치있고보람있게만들어주는만족감을의미한다고보았다. 김선미와김은하 (2015) 는삶의질은신체적, 물질적, 사회적및감정적안녕뿐아니라개인적발달과행동정도에대한객관적이고주관적인평가에기반한, 일반적이고전반적인안녕으로규정하였다. 또는삶의질은개인의내적기준을충족시키는정도에대한인지적인평가로정의되기도한다 ( 이현송, 1997; 이숙현 서혜영, 2006). 해외의학자들은삶의질에대한정의를다음과같이내리고있다. Dubos(1976) 에따르면삶의질은일상에서얻는만족감과관계있는주관적인가치판단을의미한다. Young 과 Longman(1983) 은삶의질을현재살고있는환경에대한만족도또는행복감이라보았으며, Shunaker 등 (1990) 은삶에대한개인들의전반적인만족감과안녕감이라고규정한바있다. 삶의질을다루는이론으로는교육, 취업, 소득, 주거, 건강과같은다양한생활영역의만족감의총합이삶의질을결정한다고보는상향이론 (Bottom-up theory) 과삶속에서일어나는다양한사건에대한해석하는심리적경향성이삶의질을결정한다는하향이론 (Top-down theory) 이있다 ( 김종일, 2013). Brief 등 (1993) 은객관적조건과심리적조건이함께주관적삶의질에영향을미친다는통합모델을제시하기도하였다 ( 김선미 김은하, 2015 에서재인용 ). 2. 산재근로자의삶의질에관한선행연구검토산재근로자의삶의질에관한연구는지금까지주로직업의학이나보건영역에서건강관련삶의질 (Health Related Quality of Life) 에초점을두고다루어져왔다. 이는산재근로자에대한자료구축및접근성과관련이있을것이다. 일반연구자들이산재를경험한근로자를대상으로조사와연구를진행하는데는여러어려움이있기때문이다. 건강과관련된삶의질에관한대표적인연구로는 Polinder 등 (2010) 이 1995 년부터 2009 년까지의건강관련삶의질의연구에관한체계적문헌고찰 (systematic review) 을실시한바있다. 이들의연구에따르면, 건강관련삶의질에대한연구들은대체로종단연구가주를이루며, 건강관련삶의질에영향을미치는요인으로는성별, 연령, 재해정도, 이전연도의삶의질, 동반이환 (comorbidity) 등을들수있다. 그러나건강과관련된삶의질에대한연구들은학문적관점의특성상의학적관심요인들 ( 예 : 부상의정도, PTSD, 활동제한성 ) 의영향력을검증하는데초점이맞추어져있다. 또한특정유형의재해를당한근로자들을대상으로하는경우가많다. Baragaba, 그리고 Bernacki(2016) 은 2000년부터 2011년까지의의료지출패널조사 (MEPS) 를활용하여미국의산재근로자들의건강관련삶의질을조사한바있다. 분석에따르면, 산재를경험한근로자는남성이많고, 건축및제조업에종사하는경우가많았으며, 염좌 (sprains) 질환을많이보고한다. 또한산업재해를경험한근로자들은산업재해를경험하지않은근로자에비해건강관련삶의질이낮음을발견하였다. 한편 Viana 등 (2007) 은산재근로자의삶의질 ( 생활만족도 ) 에영향을미치는요인을인구사회학적요인, 임상적요인, 장해요인등으로구분하고분석하였다. 그결과혼인상태, 소득, 장애가생활만족과유의한관계가있음을발견하였다. 또한 Cvetkovski 등 (2006) 의연구에서는낮은수준의삶의질은성별, 연령, 질병기간, 직업과는유의한관계가없는것으로나타났으며, 낮은사회경제적지위가낮은삶의질로이끄는요인임이밝혀졌다. 산재근로자의삶의질을다룬대표적인국내의연구로는산재보험급여수급자의삶의질에영향을미치는요인을직접조사를통해분석한이현주 (2006) 의연구를들수있다. 이연구에서는삶의질을생활만족, 자아존중감, 소외감으로구성하였다. 분석에따르면장애심각성, 경제적보상, 직업복귀가삶 부록 1-1. 산재근로자의고용형태변화가삶의질에미치는영향 223

부록 1 대학원생학술논문경진대회우수작 의질에직접적인영향을미치며, 신체적기능과지지체계는삶의질에간접적으로영향을미치는것으로나타났다. 최근에는산재보험패널조사를활용하여산재근로자의삶의질을살펴본연구들도등장하고있으며, 이들연구들은삶의질을주로생활만족도로측정하고있다 < 표 1>. 객관적인조건보다는주관적인측면에초점을두는것이라할수있다. 삶의질에영향을미치는것으로규명된요인들은인구사회학적요인과산재관련요인, 직업관련요인으로구분해볼수있다. 인구사회학적요인에는성별, 소득, 연령, 혼인상태, 교육수준, 자아존중감, 자기효능감이포함된다. 산재관련요인으로는경제적보상수준, 장해등급, 재활서비스필요성이있다. 마지막으로직업관련요인으로는산재후경제활동여부, 근로기간, 근로형태, 월평균임금, 복리후생, 사업장만족도등을들수있다. 그러나이들연구들은산재보험패널조사가실시된초기단계의연구로, 횡단연구에머무르고있다는제한점이있다. < 표 1> 산재보험패널조사를활용한산재근로자의삶의질에관한주요연구 저자 삶의질측정 주요연구내용 분석자료 송진영 (2015) 생활만족도 자기효능감이삶의질에정적영향을미치며, 직무만족이이를매개함 2 차 장민경 (2015) 생활만족도 경제적보상수준이높을수록삶의질이높았으며, 보상유형에따라삶의질의영향요인이다르게나타남 2 차 최완석외 (2015) 김선미 김은하 (2015) 안준기 오세미 (2015) 생활만족도 생활만족도 통증자극횟수가생활만족에미치는영향을자아존중감과수면시간이이중매개함 연령, 배우자유무, 교육수준, 취업상태, 요양기간, 장해등급, 재활서비스필요성, 근로기간, 근로형태, 월평균임금, 복리후생이삶의질에영향을미침 자아존중감 산재후경제활동이삶의질을높임 1 차 1 차 1 차 김수정 이미 (2014) 생활만족도 성별, 소득, 학력, 사업장만족도, 건강, 기관평가등이삶의질에영향을미치며, 이들간의관계에서자기효능감이부분매개함 1 차 3. 고용과삶의질에관한선행연구검토산재근로자의고용과삶의질을직접적으로다룬연구들은많지않다. 앞서살펴보았듯, 산재근로자의삶의질은지금까지상대적으로의학적관점에서의건강관련삶의질이주로다루어져온경향이있고, 산재보험패널조사자료를활용한연구들은고용과삶의질을직접적으로다루기보다는, 탐색적측면에서삶의질에영향을미칠수있는여러요인들을검토하고있기때문이다. 때문에산재보험패널조사를활용하여삶의질을다룬연구들은독립변수로서고용형태를직접적으로고려한경우를찾기어렵다. 고용형태보다는취업여부나직무만족을설명변수로서모형에포함한것이다. 안준기와오세미 (2015) 가산재전후의고용형태를비교한결과, 상용직의비중이감소하고임시 / 일용직의증가가나타남을발견하고, 산재이후경제활동여부는삶의질에영향을미침을발견하기는하였다. 그러나이들의연구에서도산재전후의고용형태의변화가삶의질에미치는영향을분석하지는않고있다. 따라서, 여기서는일반근로자를대상으로한고용형태와삶의질을살펴본선행연구로범위를넓혀검토하였다. 224

제 3 회산재보험패널학술대회논문집 고용형태의분류는다양하게이루어진다. 상용직과임시직, 일용직으로구분되기도하며, 정규직과비정규직으로분류될수도있다. 상용직과임시직, 일용직의구분은고용계약기간만을기준으로두기때문에, 상용직이라하더라도비정규직에속할수있다. 연구자에따라서는상용직과임시직, 일용직의구분을고용지위나종사자지위로명명하기도한다 ( 예 : 박은주 홍백의, 2012; 송이은 김진영, 2012). 또한고용형태는고용및근로조건이안정적인지, 불안정적인지에따라안정근로와불안정근로로구분되기도한다 ( 박종식 이경용, 20014). 지속적인불확실성에처해있는상황인불안정고용은안녕을해치고부정적감정을유발하며, 개인수준에서효과이고적절한대응전략을갖추기어렵게할수있다 ( 박진욱 정민수, 2008). 그러나안정근로와불안정근로에대한합의된정의나명확한분류기준은존재하지않는다. 다만, 본연구에서는상용직을임시 / 일용직에비하여상대적으로안정적인일자리로간주할것이다. 사실, 일반근로자의고용지위, 고용형태또는고용조건과삶의질을다룬연구들은다소혼재된결과들을보고한다. 이인숙과배화숙 (2008) 의연구에따르면, 고용형태는근로자의삶의질에유의한영향을미치는것으로나타났다. 그러나고용만족도를설명변수로추가투입할경우, 고용형태의유의한영향은사라졌으며, 고용만족도와고용안정성이삶의질에유의한영향을미치는것으로나타났다. 박재규 (2001b) 의연구에서는고용유형 ( 상용 / 임시 ) 은근로자의삶의질에영향을미치지않았으며, 직무만족변화, 승진가능성과수입변화가근로자의삶의질에유의한영향력을미치는것으로밝혀졌다. 그러나영국가계패널조사 (British Household Panel Survey) 10개연도를분석한 Bardasi 와 Francesconi(2004) 에따르면, 계절 (seasonal) 및일용 (causal) 일자리형태의비정형고용 (atypical employment) 은상용직 (permanent) 에비해낮은생활만족과웰빙수준을갖게된다. 독일근로자를대상으로한 Kompier 등 (2009) 의종단연구에서는고용유형이상향이동한경우에는더나은삶의질을갖게되지만하향이동한경우에는더나쁜삶의질을경험하게됨을보고하였다. 이러한결과는앞서살펴본연구들과는다소차이가있는것이다. 유사한결과는병원근로자들을대상으로한전은숙외 (2009) 의연구들에서도확인된바있다. 정규직에비해비정규직의삶의질이낮게나타난것이다. 단순히고용형태만이아닌고용형태의 변화 와삶의질을다룬연구들은전체근로자로분석범위를확장하더라도많지않다. 지금까지고용형태의변화를다룬연구들은결과변수로서주로건강을다루고있기때문이다 ( 예 : 박진욱 한윤정 김승섭, 2007). 그러나, 배화숙 (2010) 은한국복지패널 1, 2차자료를활용하여고용형태의변화와삶의질간의관계를분석한바있다. 임금근로자와비임금근로자 ( 자영업자 ) 간의고용형태변화가생활만족도에어떠한영향을미치는지를분석한것이다. 연구결과에따르면, 임금근로를유지하고있는집단에비해비임금근로를유지하고있는집단과임금근로에서비임금근로로이동한경우생활만족도가낮게나타났다. 본연구에서는임금근로자만을대상으로하기때문에, 다소차이가있는논의라할수있으나, 고용형태의변화와삶의질을살펴본연구라는점에서의의가있다. 박용순과송진영 (2012) 은중장년층장애인의정규직상태변화가생활만족도에미치는영향을분석한바있다. 그결과, 1차년도와 4차년도의고용형태를정규직을유지하는경증남성장애인의경우, 생활만족도에긍정적인영향을미치는것으로나타났다. 그러나이연구는고용형태의변화, 즉, 정규직상태변화에대한기준집단이존재하지않는다는한계가있다. 지금까지검토한선행연구들외에도여러연구들 ( 방하남, 2000; 박재규, 2001b; 박재규 박순영, 2005; Kallberg and Lincoln, 1985; Reskin and Hudson, 2000; McGovern, Smeaton, and Hill, 2004) 은근로자의삶의질을향상시키기위해서는근로환경개선과이를위한사회정책이보완되어야함을강조하고있으며, 이는결국일자리의질이중요함을시사하는것이라할수있다. 부록 1-1. 산재근로자의고용형태변화가삶의질에미치는영향 225

부록 1 대학원생학술논문경진대회우수작 III. 연구설계및연구방법 1. 분석자료및분석방법본연구의목적은산재근로자의고용형태변화가삶의질에미치는영향을분석하는데있다. 이를위하여, 근로복지공단의산재보험패널조사 1차와 3차자료를활용하였다. 산재보험패널조사는산재근로자를추적, 조사하여시계열자료를구축하여산재보험제도의정책수립및운영과발전에기여하기위한목적으로실시되었다. 지금까지 2013년, 2014년, 2015년 3차례에걸쳐개별면접조사방식으로수행되었으며, 3차년도기준표본유지율은 85.8% 이다. 산재보험패널조사의모집단은 2012 년요양이종결된산재근로자 82,493 명이며, 표본수는 2,000 개이다. 또한이표본은산재장해인 1,650 명과비장해인 350 명으로구성되어있다 ( 근로복지공단, 2016). 본연구에서는자영업자와미취업자등과같은비임금근로자는분석에서제외하였다. 데이터매뉴얼과이용자매뉴얼을분석하여응답의논리가맞지않는사례는추가로제외하여, 최종적으로분석에사용한사례수는 1,237개이다. 분석방법으로는다중회귀분석을, 통계패키지로는 Stata 13.1을활용하였다. 연구모형은 < 그림 1> 과같으며, 구체적인변수의정의는 < 표 2> 와같다. < 그림 1> 연구모형 2. 변수의정의 1) 삶의질본연구에서는산재근로자의삶의질을 3차년도의생활만족도로측정하였다. 생활만족도는가족의수입 (1문항 ), 여가생활 (1문항 ), 주거환경 (1문항 ), 가족관계 (1문항 ), 친인척관계 (1문항 ), 사회적친분관계 (1문항 ) 에대해만족하는정도를리커트 5점척도로답변하도록되어있다. 본연구에서는 6문항을합산하여, 점수가높을수록삶의질이높음을의미하도록재구성하였다. 원인변수와결과변수간의시간차 (temporal order) 의중요성은 Lazarsfeld(1959) 에의해강조된바있다. 226