「산재보험패널 학술대회」 논문 작성 요령ww2.mynewsletter.co.kr/kcplaa/201612-3/2.pdf전동일(강원대학교사회복지학과) 2-3. 한국산재환자들의라이프스타일특성과건강위험요인의집단계층분석

※�본�논문집의�모든�내용들은�저자들의�의견으로�공단의�공식적인�

� � � 견해가�아님을�밝혀�둔다

▮ 프로그램� -� iii�

시간 내� � � � �용

13:00 ~ 13:30

▶ 학술대회�등록

13:30 ~ 14:00

▶ 학술대회�개회식�및�내외빈소개▶ 대학원생�학술논문�경진대회�우수논문�시상

14:00 ~ 14:10

▶ 휴식

14:10 ~ 15:40

1.주제 산재근로자의�노동시장�참여� (1)- 좌장: 이승렬(한국노동연구원)

1-1. 산업재해�근로자의�일자리�변화에�관한�연구

[발표자]

- 안준기(한국고용정보원)

- 이재성(한국고용정보원)

[토론자]

- 김정우(한국노동연구원)

1-2. 산재근로자의� �원직장�복귀�후�지속적�

유지에�영향을�주는�요인�및�요인�간�패턴�

도출

[발표자]

- 유동희(경상대�경영정보학과)

- 최근호(근로복지공단�근로복지연구원)

[토론자]

- 정석훈(한국병원경영연구원)

1-3. 산재근로자의�노동시장이행에�미치는�

영향요인과�재활서비스�욕구�변동에�대한�

탐색적�연구�

[발표자]

- 배화숙(부산가톨릭대�사회복지상담학과)

[토론자]

- 김지원(국립한국복지대�장애인행정학과)

2.주제 산재근로자의�건강과�삶의�질�

- 좌장: 이준석(나사렛대�인간재활학과)

2-1. 산재장애인의�사회경제적�지위�인식이�주관적�

건강상태에�미치는�영향

[발표자]

- 최령(동신대�보건행정학과)

- 황병덕(부산가톨릭대�병원경영학과)

[토론자]

- 김장묵(단국대�보건행정학과)

2-2. 산재근로자의�산재�재활서비스�욕구�유형

[발표자]

- 전동일(강원대�사회복지학과)

[토론자]

- 이자호(근로복지공단�인천병원)

2-3. 산재근로자들의�건강행동유형에�관한�

잠재프로파일�분석�

[발표자]

- 최완석(한국국제대�물리치료학과)

- 문옥곤(호원대�물리치료학과)

- 염동문(한국국제대�사회복지학과)

[토론자]

- 안호정(동남보건대�물리치료학과)

■ 프로그램

� iv �제�3�회�산재보험패널�학술대회�논문집� �

시간 내� � � � �용

15:50 ~ 17:20

3.주제산재근로자의�노동시장�참여� (2)- 좌장: 이승욱

(근로복지공단�근로복지연구원)

3-1. 산업재해�여성�근로자에�대한� ICF 영역별�

기술분석

[발표자]

- 김환(대구대�작업치료학과)

- 이민재(근로복지공단�대구병원)

- 김영범(근로복지공단�대구병원)

[토론자]

- 김노을(근로복지공단�근로복지연구원)

3-2. 산재근로자의�삶의�만족도�모형�구축�및�

검증에�관한�연구

[발표자]

- 박유진(근로복지공단�근로복지연구원)

- 임예직(장애인고용공단�서울남부지사)

[토론자]

- 황주희(보건사회연구원)

3-3. 제조업�남성근로자의�작업환경이�만성질환

및�경제활동에�영향을�미치는�요인�

[발표자]

- 최길용(서울의료원�환경건강연구실)

- 박광성(서울의료원�의학연구소)

[토론자]

- 김경하(근로복지공단�근로복지연구원)

4.주제 대학원생�학술논문�경진대회�

- 좌장: 이용재(호서대�사회복지학과)

4-1. 산재근로자의�괜찮은�일자리, 직무만족,

일상생활만족도�간의�종단적�영향�관계�분석

[발표자]

- 오소윤(대구대�직업재활학과)

- 이수용(대구대�직업재활학과)

[토론자]

- 권혁인(근로복지공단�보령지사)

4-2. 장해를�가진�산재근로자의�경제활동과�

사회경제적�지위의�상태변화가�생활만족도에

미치는�종단적�영향�연구

[발표자]

- 김경희(성결대�사회복지학부)

[토론자]

- 김관석(근로복지공단�산재재활국)

4-3. 종단연구를�통한�산재근로자의�직무만족,

일상생활만족, 자존감�영향

[발표자]

- 심현진(고려대�보건과학과)

[토론자]

- 김윤봉(근로복지공단�대구병원)

▮ 목차� -� v�

주제 산재근로자의 노동시장 참여 (1)

1-1. 산업재해�근로자의�일자리�변화에�관한�연구 ········································ 3

▷ 안준기(한국고용정보원, 고용조사패널팀)

▷ 이재성(한국고용정보원, 고용정보분석팀)

1-2. 산재근로자의�원직장�복귀�후�지속적인�고용유지에�영향을�주는�요인�

및�요인�간�패턴�도출 ············································································ 21

▷ 유동희(경상대학교�경영정보학과)

▷ 최근호(근로복지공단�근로복지연구원)

1-3. 산재근로자의�노동시장이행에�미치는�영향요인과�재활서비스�욕구�

변동에�대한�탐색적�연구 ······································································· 37

▷ 배화숙(부산가톨릭대학교�사회복지상담학과)

주제 산재근로자의 건강과 삶의 질

2-1. 산재장애인의�사회경제적�지위�인식이�주관적�건강상태에�미치는�영향 65

▷ 최�령(동신대학교�보건행정학과)

▷ 황병덕(부산가톨릭대학교�병원경영학과)

2-2. 산재근로자의�산재재활서비스�욕구�유형 ··············································· 79

▷ 전동일(강원대학교�사회복지학과)

2-3. 한국�산재환자들의�라이프스타일�특성과�건강위험요인의�집단계층분석 93

▷ 최완석(한국국제대학교�물리치료학과)

▷ 문옥곤(호원대학교�물리치료학과)

▷ 염동문(한국국제대학교�사회복지학과)

� vi �제�3�회�산재보험패널�학술대회�논문집� �

주제 산재근로자의 노동시장 참여 (2)

3-1. 산업재해�여성�근로자에�대한� ICF 영역별�기술분석� ····························· 103

▷ 김�환(대구대학교�작업치료학과)

▷ 이민재(근로복지공단�대구병원)

▷ 김영범(근로복지공단�대구병원)

3-2. 산재근로자의�삶의�만족도�모형�구축�및�검증에�관한�연구�

: 재활에�대한�논의를�중심으로 ····························································· 117

▷ 박유진(근로복지공단�근로복지연구원)

▷ 임예직(한국장애인고용공단�서울남부지사)

3-3. 제조업�남성�근로자의�작업환경이�만성질환�및�경제활동에�

영향을�미치는�요인 ················································································ 139

▷ 최길용(서울의료원�환경건강연구실)

▷ 박광성(서울의료원�의학연구소)

주제 대학원생 학술논문 경진대회 수상작

4-1. (우수상)산재근로자의�괜찮은�일자리, 직무만족, 생활만족도�간의�

종단적�영향�관계�분석 ··········································································· 153

▷ 오소윤(대구대학교�직업재활학과)

▷ 이수용(대구대학교�직업재활학과)

4-2. (우수상)장해를�가진�산재근로자의�경제활동과�사회경제적�지위의�

상태변화가�생활만족도에�미치는�종단적�영향연구 ······························· 173

▷ 김경희(성결대학교�사회복지학부)

4-3. (우수상)종단연구를�통한�산재근로자의�직무만족, 일상생활만족,

자존감�영향� : 2 Part Model을�이용한�산재보험의�종단적�영향�검정 191

▷ 심현진(고려대�보건과학과)

▮ 목차� -� vii�

부록 대학원생 학술논문 경진대회 우수작

1-1. (장려상)산재근로자의�고용형태�변화가�삶의�질에�미치는�영향 ··········· 221

▷ 정세정(연세대학교�사회복지정책협동)

1-2. (장려상)산재근로자의�삶의�만족도�발달궤적과�예측요인 ······················ 239

▷ 이은실(전북대학교�사회복지학과)

▷ 고하림(전북대학교�사회복지학과)

▷ 정준영(전북대학교�사회복지학과)

부록 리서치 브리프

2-1. 제3차�산재보험패널조사�오차분석 ························································· 259

▷ 이정화(근로복지공단�근로복지연구원)

▷ 신슬비(근로복지공단�근로복지연구원)

▷ 지영수(근로복지공단�근로복지연구원)

산재근로자의 노동시장 참여 (1)

� 1-1.� 산업재해�근로자의�일자리�변화에�관한�연구

-� 안준기(한국고용정보원�고용조사패널팀)

-� 이재성(한국고용정보원�고용정보분석팀)�

� 1-2.� 산재근로자의�원직장�복귀�후� 지속적인�고용유지에�

영향을�주는�요인�및� 요인�간� 패턴�도출

-� 유동희(경상대�경영정보학과)

-� 최근호(근로복지공단�근로복지연구원)�

� 1-3.� 산재근로자의�노동시장이행에�미치는�영향요인과�

재활서비스�욕구�변동에�대한�탐색적�연구�

-� 배화숙(부산가톨릭대�사회복지상담학과)

제�3�회�산재보험패널�학술대회�논문집� � �

1-1.�산업재해�근로자의�일자리�변화에�관한�연구 3

1-1

산업재해 근로자의 일자리 변화에 관한 연구

안준기*, 이재성**

요� � 약

본�연구는�근로복지공단�근로복지연구원의�『산재보험패널조사』 1~3차�데이터를�이용하여�한국의�노동시장에서�산업재해�근로자의�일자리가�어떻게�변화하는지�생존분석(survival analysis)과�콕스의� 비례위험� 모형(Cox’s proportional hazard model), 그리고� 음이항� 회귀모형(Negative binominal regression model)을�적용하여�실증하였다. 본�연구의�분석결과�산업재해�이후�재취업한�근로자들의�경우�재취업�일자리�유지�기간은�남성일수록, 연령대가�낮을수록, 학력이�높을수록, 장해�정도가�낮을수록�긴�것으로�나타나�반대의�경우엔�단기�일자리나�반복�일자리의�가능성이�높은�

것으로�나타났다. 또한�산재�이후�재취업�일자리�유지�기간을�결정하는�주요�요소는�학력과�장해등급으로�산재의�결과로�나타날�수�있는�인적자본의�손실�정도나�다른�업무로의�전환�가능성이�높을

수록�재취업�일자리의�유지에�영향을�미치는�것으로�나타났다.

I. 서론

안전한 근로환경은 근로자 개인의 육체적 및 정신적 건강뿐만 아니라 기업의 생산성과도 연관되는

중요한 문제이다. 산업현장이 당면한 직접적이고도 물리적인 위험을 반영하는 작업장 재해의 발생 빈도

는 매우 높은 편이다. 우리나라는 2014년 현재 사망재해자 수 1,850명, 업무상 질병자 수 7,678명으로

선진 산업국 중 상대적으로 높은 산업재해 발생 현황 수준을 보이고 있는 실정이다1).***한국의 근로자들

은 OECD에 속한 그 어느 나라 근로자에 비해서도 산업재해로 인한 사망률이 높은 위험한 작업환경에

서 일하고 있다(김우영, 권현지, 2016). 안전한 근로환경이 생산에 참여하는 모든 근로자에게 동일하게

적용되는 중요한 문제임에도 불구하고 근래에 사망사고를 포함한 중대재해가 사내하청 등의 비정규직

노동자들에게 집중적으로 발생하는 것은 우연의 일치는 아닐 것이다.

산재보험제도는 근로자가 업무상 재해를 당했을 때 적절한 치료와 요양을 받을 수 있도록 지원하

고, 신체상의 손해에 대해서 합리적인 보상을 받을 수 있도록 하며, 궁극적으로는 산재요양 이후 직업에

* 한국고용정보원 고용조사패널팀, 부연구위원** 한국고용정보원 고용정보분석팀, 부연구위원1) 산업 재해율은 1998년 이후 전반적으로 증가추세를 보이다, 2004년부터 감소추세에 있으며, 2015년 9월 말 현재 재해율은

0.39%로 전년 동기 대비 0.02%p 감소한 것으로 나타났다. 300인 미만 사업장 재해율은 증가와 감소를 반복하다가 2004년부터 감소추세에 있으며, 2015년 9월 말 현재 300인 미만 사업장 재해율은 0.44%로 전년 동기 대비 0.03%p 감소한 것으로 나타났다. 또한 업무상 사고 사망만인율은 전반적으로 감소추세를 보이는 가운데, 2011년 증가하였으나 2012년에는 다시 감소하였으며, 2015년 9월 말 현재 업무상 사고 사망만인율은 0.41로 전년 동기 대비 0.04p 감소한 것으로 나타났다(고용노동부, 산업재해 현황분석, 각년도). 산업재해 현황과 관련된 보다 자세한 내용은 <부표 1> 및 <부표 2>에 제시되어 있다.

� 1주제�산재근로자의�노동시장�참여� (1)

4

복귀하여 산재 이전의 고용상태나 고용수준을 유지할 수 있도록 하는 것을 목적으로 하고 있다. 특히

2000년부터 실행 된 재활사업 5개년 계획을 시작으로 산재근로자의 직업복귀는 국가 및 사회적 차원에

서 매우 중요한 문제로 부상되었고, 산재근로자 개인에게도 직장 복귀가 산재 이전의 안정적인 삶으로

돌아갈 수 있게 한다는 점에서 매우 중요한 이슈이다. 또한 산재근로자의 경우 이전에 직장에서 일한

경험이 있기 때문에 원직복귀 혹은 재취업은 단순히 경제적 의미 이상이며, 그들의 삶의 태도나 가정

및 사회활동을 결정짓는 중요한 요소이다(안준기, 오세미, 2015).

그간 우리나라 노동시장에서 근로자의 산업재해와 관련된 연구는 제한적으로 이루어져 왔다. 이러한

배경의 가장 큰 원인은 분석을 가능하게 하는 적절한 데이터의 부재에 있었다고 생각된다. 먼저 산업재

해 근로자를 대상으로 조사가 이루어진 데이터가 많이 존재하지 않는다*. 또한 상대적으로 짧은 기간

동안 조사가 이루어진 점을 들 수 있다. 그러나 근로복지공단 근로복지연구원의 『산업재해패널조사』

의 경우 국내에서는 거의 유일하게 산업재해 근로자의 일자리 변화를 실증할 수 있는 데이터이고, 아직

까지는 장기간이라고 할 수는 없지만, 상대적으로 조사기간이 3차년동안 조사되어서 다른 어떤 데이터

보다 산재근로자의 일자리 변화를 살펴볼 수 있는 적절한 데이터라고 판단된다. 앞으로 5차년까지 조사

가 추가적으로 진행되기로 예정되어 있고, 표본을 변경하여 지속적으로 조사가 진행된다면 산업재해 근

로자의 일자리 변화와 관련된 더욱더 풍부한 연구가 진행될 것이라고 생각된다.

이에 본 연구에서는 근로복지공단 근로복지연구원의 『산업재해패널조사』를 이용하여 산업재해

근로자의 일자리 변화에 대해서 실증하고자 한다. 산업재해 근로자의 일자리 변동과 관련하여 기존 연

구들의 분석결과를 살펴보면(이승열, 2004; 이승열, 2005; 박수경, 안치민, 2006; 배화숙, 2014; 양재성

외, 2012; 김양진 외, 2014; 이민재, 서영주, 2015; 안준기, 오세미, 2015), 산업재해 근로자의 직장복

귀를 결정하는 요인은 개인특성변수, 직장특성변수 등이 존재한다. 개인특성변수와 관련해서는 성별, 나

이, 직종, 근로형태, 장해등급, 요양기간 등이 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 직장특성변수와 관

련해서는 사업체규모, 노조유무, 산업분류 등이 영향을 미치는 것으로 나타났다. 기존 연구들의 분석결

과를 요약하면 대체적으로 남성이 여성에 비해, 연령이 낮을수록, 원소속 사업체에서의 근속기간이 길수

록, 요양기간이 짧을수록, 임금수준이 높을수록, 단순노무직보다는 전문, 사무, 기술직일수록 직업복귀가

보다 원활하다고 분석결과를 제시하고 있다. 본 연구는 선행연구와 차별적으로 산업재해 근로자의 요양

종결 후 재취업 일자리에 초점을 맞추고 있다. 이전 연구들에서는 원직장 복귀와 재취업을 동시에 반영

하여 일자리 유지 기간이나 이직 기간 등에 미치는 효과가 상쇄될 수 있는 가능성을 가지고 있다. 이에

본 연구에서는 정책적 대상이자 근로 취약계층으로 구분될 가능성이 높은 산재 후 재취업 근로자를 대

상으로 실증 분석하고자 하였다. 분석결과 산업재해 이후 재취업한 근로자들의 경우 재취업 일자리 유

지 기간은 남성일수록, 연령대가 낮을수록, 학력이 높을수록, 장해 정도가 낮을수록 긴 것으로 나타나

반대의 경우엔 단기 일자리나 반복 일자리의 가능성이 높은 것으로 나타났다. 또한 산재 이후 재취업

일자리 유지 기간을 결정하는 주요 요소는 학력과 장해등급으로 산재의 결과로 나타날 수 있는 인적자

본의 손실 정도나 다른 업무로의 전환 가능성이 높을수록 재취업 일자리의 유지에 영향을 미치는 것으

로 나타났다.

본 논문의 구성은 다음과 같다. 2장에서는 본 연구의 분석에서 사용한 근로복지공단 근로복지연

구원의 『산재보험패널조사』에 대해서 알아보고, 3장에서는 산업재해 근로자의 일자리 변화를 실증하

기 위한 분석 모형에 대해서 설명한다. 그리고 4장에서는 실증분석 결과를 제시하고, 마지막으로 5장에

서는 결론 및 시사점을 제시하고자 한다.

* 근로자의 산업재해와 관련된 연구를 가능하게 하는 또 다른 데이터로 산업안전보건공단에서 제공하는 『한국근로환경조사(Korean Working Conditions Survey)』 자료가 존재한다. 한국근로환경조사의 경우 산업재해 근로자만 조사한 산업재해 패널조사와 달리 산업재해를 당하지 않은 근로자까지 포함하여 조사한 차별점이 존재한다(이재성, 안준기, 2016).



II. 분석자료�및�기초통계

본 연구는 산업재해 근로자의 일자리 변화에 관한 연구를 실증하기 위해 근로복지공단 근로복

지연구원에서 제공하고 있는 『산재보험패널조사』 1~3차 데이터를 이용하였다. 산재보험패널조사

는 2012년 요양종결 산재근로자 82,493명을 모집단으로 하여 장애등급별 우선 할당 후 지역별 비

례 배분을 통하여 최종 2,000명을 표본으로 선정하여 조사가 진행되었고, 현재 3차까지 조사가 완

료된 패널데이터 형태를 가지고 있다. 조사의 주요 내용은 산재근로자의 적합한 보상과 요양, 재활

서비스 제공 등 각종 정책 시행에 대한 객관적인 판단의 근거를 제시할 수 있도록 공통지표와 공단

특성화된 지표로 구성되어 있다. 공통지표로는 인구학적 특성, 주거, 주택, 경제활동, 소득, 건강, 주

관적 기대감 및 삶의 만족도, 자아관, 직업관 등이 있다. 또한 공단 특성화된 지표로는 산업재해 당

시 경제활동 및 근로환경, 산업재해 이후 요양상태, 요양 당시 상황, 재활서비스 특성 등이 있다.

본 연구에서는 산재 요양 이후의 일자리 변동에 초점을 두고 있으므로 경제활동 유형을 원직

장 복귀, 재취업, 실업 및 비경활 상태로 구분하였다.

우선 1차 년도 자료를 이용하여 전체 표본의 인구통계학적 특성 및 장해, 산재 사업장 특성들

을 경제활동 상태별로 비교하여 살펴보도록 하자. 1차년도 조사를 기준으로 보면, 전체 산재요양자

가운데 34.8%(695명) 정도가 원직장으로 복귀하고 있는 것으로 나타났으며, 32.1%(642명) 가량

은 다른 임금근로 일자리로 재취업하고 있는 것으로 나타났다. 나머지 33.1%(663명) 가량은 자영

업이나 무급가족종사, 실업, 비경활 상태인 것으로 나타났다.

경제활동 유형인 원직복귀자와 재취업자, 기타 별로 그 특성을 전체 표본 특성과 비교하여 살

펴보도록 하자. 우선 성별로 보면 재취업자에 남성의 비중이 가장 높은 88.0%로 나타났으며, 원직

복귀의 남성비율은 84.5%, 기타에는 80.5%로 나타났다. 연령 특성을 보면 30-40대의 경우 재취

업자에 비해 원직복귀자의 비중이 높았으나 저연령 및 고연령 층에서는 원직복귀 보다는 재취업의

비중이 높은 것으로 나타나고 있다. 학력별로 살펴보면 고졸 이하의 경우 재취업의 비중이 높은 반

면, 대졸 이상의 고학력자들의 경우 재취업에 비해 원직복귀의 비중이 높게 나타났다. 결혼 여부에

서는 기혼자들의 원직복귀 비율이 재취업에 비해 높은 것으로 나타나고 있다.

장해의 경우 장해등급이 낮은* 중증장해의 경우 재취업 하는 경우가 없었고, 그 외에는 재취업과

원직복귀 비중의 차이가 크지 않았다. 산재 요양 전 직장 특성에 따라 원직복귀와 재취업 간에 큰 차이

가 나타나고 있는데, 원직 복귀자의 경우 산재 사업장에서의 종사상 지위가 정규직**이 약 81%인 반면,

재취업자는 약 39%로 나타나 두 배 이상의 격차를 보였고, 노동조합 가입 비중의 경우 원직 복귀자의

경우 약 16%로 재취업에 비해 약 여덟 배의 차이를 보이고 있다. 또한 재취업자에 비해 원직복귀의 경

우 사무직의 비중이 높은 편이었다. 기업의 규모별로는 30인 미만 사업장에서 산재를 당한 경우 재취업

하는 비중이 81.9%로 가장 높게 나타났으며 300인 이상 대규모 사업장의 경우 원직 복귀 비중이

8.9%, 재취업 비중이 1.7%로 약 5배 가량 차이를 보였다.

산재 요양 이후 원직장에 복귀하지 못하고 재취업을 한 근로자들의 특성을 정리하면 남성일수

록, 연령대가 낮거나 고연령대 일수록, 학력이 낮을수록, 기혼일수록 그 가능성이 높았으며, 장해여

* 장해등급은 노동력 상실 정도에 따라 1급에서 14급까지 14단계로 구분하고, 등급이 낮을수록 중증장애에 속한다. ** 정규직에 대한 정의는 산재보험패널조사의 설문 특성상 노사민정 합의 기준에 의한 도출은 어렵기 때문에 상용직·전일제 임금

근로자로 정의하였다.


6

부나 장해 정도는 그 차이를 규명하는데 큰 영향을 주지 않고 있다. 하지만 산재 이전의 상태는 이

두 유형 간 큰 차이를 보이고 있는데 정규직일수록, 노동조합에 가입되어 있는 사람일수록, 사무직

일수록, 대규모 사업장에 종사할수록 원직복귀 가능성이 높고, 그 반대인 비정규직, 비노조원, 생산

직일수록, 소규모 사업장에 종사한 사람일수록 원직장에 복귀하지 못하고 재취업할 가능성이 높은

것으로 나타났다.

<표� 1> 전체�표본과�원직장�복귀자, 재취업자�특성� � � � � � � � � � � � � �(단위: %)

전체 원직복귀 재취업자 기타

인구통계학

적특성

성별 : 남성 84.3 84.5 88.0 80.5연령 : 20대 5.9 4.7 5.8 7.2연령 : 30대 14.8 20.4 13.4 10.1연령 : 40대 26.1 31.2 26.8 20.1연령 : 50대 35.3 32.8 38.2 35.0연령 : 60대 이상 18.0 10.8 15.9 27.6학력 : 무학 3.7 2.3 3.1 5.6학력 : 초졸 16.8 10.2 17.8 22.8학력 : 중졸 18.9 15.0 20.2 21.7학력 : 고졸 45.3 50.8 45.3 39.5학력 : 대졸이상 15.4 21.7 13.6 10.4결혼여부 : 기혼 70.7 15.5 15.7 17.6

장해

장해유무 : 있음 82.5 80.4 80.4 86.7장해등급 : 1-3 1.5 0.1 0.0 4.4장해등급 : 4-7 4.2 3.6 1.6 7.2장해등급 : 8-9 7.6 5.8 6.1 11.0장해등급 : 10-12 40.8 38.6 41.4 42.4장해등급 : 13-14 28.5 32.4 31.3 21.7장해등급 : 없음 17.5 19.6 19.6 13.3

산재

사업장

종사상 지위 : 정규직 54.6 80.9 38.6 42.4노조가입여부 : 가입 7.2 16.3 1.6 3.0직업 : 사무직 9.3 14.5 6.9 6.2기업규모 : 30인 미만 57.9 61.7 81.9 78.9기업규모 : 30인 이상~300인 미만 29.6 29.4 16.4 19.3기업규모 : 300인 이상 12.5 8.9 1.7 1.8

N 2,000 695 642 663

* 자료 : 산재보험패널조사 1차 년도 조사자료, 근로복지공단

그렇다면 이들이 원직장에 복귀하거나 재취업 또는 실직 등의 상태에서 이후 경제활동 상황이 어

떻게 달라졌는가에 대하여 관심을 가질 수 있다. 이를 위해 산재보험패널조사 1차 자료부터 3차 자료까

지 연결하여 이들의 경제활동상태 유형 변동을 확인하여 보았다. 경제활동 상태는 크게 5개 유형으로

구분하였다. 먼저 취업자를 ➀ 원직장 복귀 ➁ 재취업 ➂ 자영업 또는 무급가족 종사자로 구분하였고,

미취업자를 ➃ 실업자와 ➄ 비경제활동인구로 구분하였다. 각 유형의 3개년간 변동은 총 5*5*5개인

125개 경우로 구분할 수 있으며, 그 결과는 <표 2>에 제시하였다.

전체 변동 유형 가운데 가장 많은 빈도를 차지한 유형은 원직장 복귀 이후 지속적으로 직장을



유지하고 있는 경우로 나타났다. 전체의 약 30.1% 규모로, 원직장 복귀 이후 다른 유형으로 변동하

고 있는 5.1%와 비교했을 때 원직장으로 복귀하는 것은 산재 이후 어느 정도의 고용 안정을 보장

하고 있는 것을 확인할 수 있다.

다음으로 많은 변동 유형은 임금 근로자로 재취업을 하는 경우이다. 전체 표본 가운데 약

28.0% 가량으로 재취업 이후 재취업 일자리를 유지하거나 재취업을 반복하는 형태로 경제활동변동

이 나타나고 있는 것을 확인할 수 있다.

그 외 비경활을 지속하는 경우가 11.2%, 비경활에서 임금 근로자로 재취업하는 경우가 7.9%,

실업에서 재취업하는 경우가 4.1% 등의 순으로 나타나고 있다.

여기에서 우리는 산재 이후 근로자들의 두 가지 특성을 확인할 수 있다. 먼저 원직장으로 복귀

하는 경우 직장 복귀 이후의 고용 안정성이 어느 정도 보장되고 있다는 것이고, 다른 한편으로는

산재 이후 원직장으로 복귀하지 못하고 재취업하는 비중이 상당히 높은 것을 확인할 수 있다.

III. 실증모형

본 연구에서는 산재 근로자의 요양 종결 후 재취업 유지기간 및 재취업 횟수가 어떠한 요인에 의

해 영향을 받는지 실증하고자 한다. 이를 위해 생존분석(survival analysis)과 콕스의 비례위험 모형

(Cox’s proportional hazard model) 그리고 음이항 회귀모형(Negative binominal regression model)을

이용하여 살펴보고 있다.

먼저 재취업 유지기간에 영향을 주는 요인들을 파악하기 위하여 의학데이터에서 기간 분석에 사용

되는 통계적 기법인 생존분석(Survival Analysis) 방법을 이용하였다. 우리는 먼저 Kaplan-Meier

Method를 통해 계층(strata)별로 재취업 유지 기간을 살펴본 후, 비례적 위험(hazard) 모형인 콕스 회귀

모형(Cox Regression)을 통해 논의를 확장한다. 각각의 분석 모형에 대하여 간단하게 살펴보도록 하자.

Kaplan-Meier Method는 1958년 Kaplan과 Meier에 의하여 고안된 방법이다. 이 방법은 관찰된

생존 시간을 크기순으로 순서대로 나열하여 계산되며, 사건(event)이 관측된 시점마다 생존 확률을 산출

한다. 우리의 모형에서는 재취업 후 퇴직하기까지의 기간이 생존 시간이 된다.

재취업과 퇴직이라는 두 가지 사건 사이에 시간간격(time interval)은 여러 가지 인자(factors)들에

영향을 받는다. 앞선 Kaplan-Meier method의 경우에 있어선 각각의 카테고리를 나눈 후 첫 취업 유지

기간에 대하여 단편적인 분석을 실시할 수밖에 없는 한계점을 지니고 있었다. 따라서 이러한 분석은 각

속성에 대한 시간 간격만 파악할 수 있을 뿐이지 각 요인이 주는 복합적인 효과를 명확하게 확인할 수

없다. 그렇기 때문에 설명변수의 집합과 종속변수의 관계를 연구 하는데 있어선 다중 회귀가 굉장히 중

요한 방법으로 이용된다. 그러나 다중회귀는 중도 절단된 관측치를 처리할 수 없기 때문에 어떠한 사건

에 대한 시간을 분석할 수 없다. 이러한 여러 가지 단점을 보완하기 위하여 사용할 수 있는 방법이 콕

스 회귀(Cox regression) 모형이다. 우리는 재취업 유지 기간에 대한 분석을 하기 위해 콕스 회귀분석의

위험률 모형을 이용하였다.

콕스 모형에서 사용되는 해저드 모형은 관측 기간 동안 퇴직한 경험이 없는 우측 절단된 표본이


8

존재하는 경우에도 일치성을 가진 추정을 할 수 있다는 장점이 있다. 해저드 함수 는 어떤 사건

()이 시점 까지 발생하지 않았다는 조건하에서, 이 사건이 이 시점 에서 발생할 조건부 순간탈출확

률이다. 본 추정에서는 미취업 상태가 지속되다가 취업으로 순간적인 이행을 하는 경우가 해저드에 해

당된다.

(1) lim∆ →∆

Pr ≦ ∆

본 연구에서 사용된 콕스 회귀 모형은 식(1)을 통하여 구체화 할 수 있다. 라는 설명변수 벡터를

가지는 관측치의 기에서의 해저드는 다음과 같이 표현할 수 있다.

(2) exp′

이 때 는 설명변수와는 독립적인 기에서의 기본 해저드(baseline hazard)를 나타낸다. 따라

서 콕스 모형에서는 매기에서의 해저드 변화가 기본 해저드에 의해 결정되며, 설명변수 는 그 크기와

의 값에 따라 단순히 기본 해저드를 증가하거나 감소시키는 역할을 한다. 우리는 콕스 모형을 통해 기

본 해저드의 분포에 대한 함수를 가정하지 않고서도, 즉 분포의 정확한 형태를 알지 못하는 경우에도

설명변수가 해저드에 미치는 영향력의 크기를 추정할 수 있다.

다음으로 산업재해 근로자의 요양 종결 후 재취업 횟수는 계수자료(count data)로서 음수가 아닌

정수로 일반적인 선형 회귀분석보다는 계수형 종속변수에 적용할 수 있는 일반화선형모형(Generalized

Linear Model)의 포아송 회귀모형(Poisson Regression)과 음이항 회귀모형(Negative Binominal

Regression)을 적용할 수 있다*. 포아송 회귀모형은 종속변수가 양수인 정수 값을 취하는 가장 기본적

인 모형이다. 포아송 회귀모형에서 설명변수 벡터 가 주어질 때, 종속변수 의 확률은 식 (3)과 같은

포아송 분포에 의해 구해진다.

(3)

, ⋯

식 (4)의 평균 모수 (번째 개체의 조건부 평균 수)는 다음과 같이 번째 사례의 설명변수 벡

터의 함수이다.

* 종속변수가 계수자료(count data)일 때 자료의 성격을 무시하고 실수 전체에 분포하고 있다는 잘못된 가정에 근거한 선형회귀모형(OLS)을 적용하게 되면 다음과 같은 왜곡된 추정결과를 얻을 수 있다. 첫째, 산재 근로자의 재취업 횟수는 비음정수의 특징을 보이지만 선형회귀분석(OLS)에서의 오차항은 종속변수에 대해 연속확률분포의 하나인 정규분포를 가지고 있다는 가정을 가지고 모형을 추정하기 때문에 이산종속변수를 가지는 분석에는 부적절하다. 둘째, 선형회귀모형이 예측에 적용되었을 때 모형은 음(-)의 결과를 예측할 수 있으며, 독립변수 증감에 따라 결과 값이 너무 높게 혹은 낮게 예측되는 경우가 있다.



(4) exp′

여기서 는 × 모수 벡터를 나타내고, 는 설명변수의 수이다.

포아송 확률모형은 모형의 정의에 의해 조건부 평균과 조건부 분산이 동일하다는 제약이 있다. 실

제 얻어지는 현실의 계수 데이터(count data)는 종종 평균의 증가와 함께 분산이 증가하는 경향을 보이

는 과대산포(over-dispersion)가 존재한다. 이러한 과대산포가 존재하는 데이터에 포아송 분포를 적용하

게 되면 이때의 포아송 회귀모형은 모형 적합의 효율성이 떨어지게 된다.

음이항 분포(negative binominal distribution)는 포아송 분포의 일반화된 모형으로서 이분산성

(heteroskedasticity)을 허용하는 분산함수로 정의되어 평균과 분산이 크게 다른 경우에 포아송 분포의

이러한 문제점을 해결해 주는 좋은 대체 수단이 된다. 음이항 모형은 식 (5)와 같이 번째 사례의 관측

되지 않은 이질적인(heterogeneity)요소를 포함함으로써 포아송 모형의 일반화가 되며 과대산포 문제를

다루게 된다. 관측된 값들은 관찰된 설명변수에 완전히 설명되지 않으며 다른 무작위성(randomness)에

의해 다르게 된다는 것을 가정하는 것이다.

(5) ′ exp′

여기서 는 평균은 1이고 분산은 ( )을 따른다.

와 에 동시에 조건을 만족하면 종속변수 는 여전히 식 (6)과 같이 포아송 분포를 따른다.

(6)

⋯

그러나 에 조건을 준다면, 는 조건부평균 , 조건부분산 을 갖는 식 (7)과

같은 음이항 분포를 갖게 된다.

(7)

⋯

위와 같은 음이항 분포는 포아송 분포와 감마 분포의 혼합(compounding)에 의해 쉽게 구할 수 있

으며 과대산포를 허용함으로써 이분산성(heteroskedasticity)을 갖는 데이터를 모형화할 수 있는 장점이

있다(Cameron and Trivedi, 2013). 또한 Cameron and Trivedi(2013)는 평균 을 가진 음

이항 분포의 일반화된 부류를 정의하였다. 여기서 을 로 치환하면 조건부분산은 가

되고, 가 0으로 수렴하면 음이항 분포는 포아송 분포로 수렴하게 되어 포아송 분포는 음이항 분포의

종속(nested)이 된다. 그래서 우리는 자료가 포아송 분포와 음이항 분포 중 어느 모형이 적합한지를 우

도비(Likelihood ratio, LR)검정을 통해 비교를 할 수 있을 것이다.


10

IV. 분석결과

본 장에서는 이전 장에서 제시한 분석 방법을 이용하여 산재 근로자의 요양 종결 후 재취업

유지기간 및 재취업 횟수에 대한 분석 결과를 살펴보고자 한다. 2장의 기초통계에서 원직장으로 복

귀한 경우 고용 안정성은 다른 유형에 비해 상당히 높은 것을 확인할 수 있었다. 이에 원직장 복귀

자들의 경우 대부분 고용 유지 기간이 우측 절단된(right censored) 형태로 나타나기 때문에 기간

분석에서 큰 의미를 가지기는 어렵다. 따라서 본 장의 분석 결과는 원직장 복귀자를 제외한 나머지

산재 근로자들을 대상으로 하고 있다.

1.� 산재�이후�재취업�일자리�유지�기간

산재 근로자가 요양이후 직업 복귀를 통하여 요양 기간 동안 단절되었던 고용상태를 회복하는

경우에 일자리의 안정성(job stability)이 매우 중요하다. 특히, 고용안정성이 취약할 수 있는 재취

업자들에게 있어선 경제적인 자립을 할 수 있는가의 여부를 판정짓는 요소로 작용할 수 있기 때문

에 분석 결과가 시사하는 바는 더욱 크다.

우선 재취업자들의 일자리 유지 기간을 인적 속성별로 Kaplan-Meier 곡선을 통해 살펴보도록

하자. 우선 성별로 살펴보면 전체 재취업자 가운데 25%가 퇴직하는 시점이 남성은 16개월 여성은

13개월로 남성이 여성에 비해 3개월 긴 것으로 나타나고 있고 이러한 차이는 통계적으로 유의미함

을 확인할 수 있다. [그림 1]의 성별 재취업 일자리 고용 유지 기간의 그래프를 보면 초기에는 성

별로 큰 격차를 보이지 않다가 10개월 이후에는 고용유지 확률에 차이가 나타나기 시작하여 2년이

지난 시점에서는 그 격차가 가장 큰 것을 확인할 수 있다. 즉, 산재 이후 재취업하는 근로자들의 경

우 여성이 남성에 비해 단기 계약직 등의 일자리로 재취업할 가능성이 더 높다는 것을 의미한다.

반면, 연령대별로 살펴보면 전체적인 동질성 검정값이 유의수준을 벗어나 통계적으로 차이를

보이진 않지만 각 연령대의 25% 퇴직 시점이 20대는 13개월, 30대는 18개월, 40대는 17개월, 50

대는 15개월, 60대 이상은 11개월로 20대를 제외하고는 재취업 고용 유지 기간이 연령대가 높아질

수록 감소하고 있는 것을 확인할 수 있다.



<그림� 1> 재취업�일자리�유지�기간(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 1-3차 년도 연결자료

다음으로 [그림 2]를 통해 재취업 일자리 유지 기간이 학력이나 장해 정도별로 차이가 있는지

살펴보도록 하자. 우선 학력별로 보면 통계적으로 두 개의 검정 통계량에서 유의미한 차이가 있는

것으로 나타나고 있다.

이러한 차이가 어디에서 나타나는지 자세하게 살펴보자. 25% 퇴직 시점은 대체적으로 21개월

에서 25개월로 고졸 학력까지 길어지는 경향을 보이고 있지만 대졸 이상에서 22개월로 짧아 학력

수준에 따른 강한 추세는 보이지 않고 있다. 하지만 75% 퇴직 시점을 보면 무학 29개월에서 대졸

이상 36개월로 학력이 높아질수록 고용유지 확률이 높은 것을 확인 할 수 있다. 즉, 학력별 재취업

일자리 유지 확률은 일자리 초기에는 유사하다가 24개월 이상의 중기 시점 이후에서는 고학력 근

로자일수록 고용을 유지할 가능성이 높다는 것을 확인할 수 있다.

마지막으로 장해 유형별로 보면, 중증 장해일수록 고용유지 확률이 낮게 나타나고 있다. 25%

유지 기간을 비교하면 장해 등급이 4-7 정도의 그룹은 16개월로 장해가 없는 그룹 26개월에 비해

10개월 가량 차이를 보이고 있다.


12

<그림� 2> 재취업�일자리�유지�기간(학력별/장해정도별)

학력별 장해 정도별

time variable duration time variable duration

percent 무학 초 중 고 대 percent 4-7 8-9 10-12

13-14 없음

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 1-3차 년도 연결자료

2.� 산재�이후�재취업�일자리�유지�기간�결정요인�분석

앞 절에서는 산재 이후 재취업자들의 고용안정성이 이들의 인적 속성이나 장해판정 특성에 따

라 다양하다는 사실을 확인하였다. 다만 이는 재취업자들의 특성별 분류에 따라 파악하고 있기 때

문에 재취업자들의 특성과 산재 요양 이후의 고용안정성이 보이는 상관성을 보이고 있을 뿐 그와

같은 특성이 재취업 이후의 고용안정성에 영향을 주는 요인인지는 명확하게 알 수 없다. 이에 본

절에서는 콕스 모형을 통하여 다양한 요소들이 통제된 상태에서 어떤 요소들이 산재 근로자의 재취

업 이후 고용안정성을 결정하는지 살펴보고자 한다.

모형의 통제 변수로는 인적속성(성, 연령, 학력, 결혼유무)과 장해 정도, 산재 사업장 속성(업

종, 직종, 종사상지위, 노조가입, 사업장 규모) 등을 활용하였다.

추정 결과 인구 통계학적 변수 가운데 학력 변수가 재취업 일자리를 유지하는데 있어서 유의

하게 작용하고 있는 것으로 나타났고, 나머지 성별이나 연령, 결혼 여부 등은 유의한 영향을 미치지

못하고 있는 것으로 나타났다. 유의하게 나타난 학력을 살펴보면, 무학 학력에 비해 중졸은 –0.626,

고졸은 –0.604, 대졸 이상은 –0.766으로 대체적으로 고학력으로 갈수록 재취업 일자리의 유지 가능

성이 높다는 것을 의미한다.



<표� 2> 재취업�일자리�고용유지�결정요인�분석(Cox Reg.)

추정값 표준오차카이

스퀘어해저드비

인구통

계학적

특성

성별 : 남성 -0.142 0.180 0.618 0.868연령 : 30대 -0.102 0.270 0.143 0.903연령 : 40대 -0.164 0.275 0.356 0.849연령 : 50대 -0.141 0.284 0.245 0.869연령 : 60대 이상 0.032 0.310 0.011 1.033학력 : 초졸 -0.419 0.270 2.409 0.658학력 : 중졸 -0.626* 0.273 5.254 0.535학력 : 고졸 -0.604** 0.273 4.884 0.547학력 : 대졸이상 -0.766*** 0.321 5.698 0.465결혼여부 : 기혼 -0.028 0.185 0.023 0.973

장해

장해등급 : 4-7(기준 : 장해 1-3) 0.215 0.342 0.394 1.24장해등급 : 8-9 -0.424* 0.258 2.705 0.655장해등급 : 10-12 -0.256* 0.150 2.895 0.774장해등급 : 13-14 -0.119 0.157 0.579 0.887

산재

사업장

산업 : 제조업(기준 : 기타산업) 0.115 0.163 0.499 1.122산업 : 건설업 0.022 0.186 0.014 1.022직업 : 전문가 및 관련종사자(기준 : 관리자) -0.034 0.498 0.005 0.966직업 : 사무종사자 -0.114 0.515 0.049 0.893직업 : 서비스종사자 -0.019 0.398 0.002 0.981직업 : 판매종사자 0.602 0.489 1.516 1.826직업: 농림어업 숙련종사자 0.281 0.443 0.401 1.324직업 : 기능원 및 관련 기능종사자 -0.317 0.314 1.022 0.728직업 : 장치/기계 조작 및 조립 종사자 -0.098 0.332 0.087 0.907직업 : 단순노무종사자 -0.255 0.333 0.588 0.775종사상 지위 : 정규직 0.072 0.137 0.275 1.075노조가입여부 : 가입 0.077 0.426 0.033 1.08기업규모 : 30인 이상~300인 미만

(기준 : 30인 미만)-0.025 0.153 0.026 0.976

기업규모 : 300인 이상 -0.236 0.467 0.255 0.79N 910

* 자료 : 산재보험패널조사 1-3차 년도 연결자료, 근로복지공단

원직장 복귀를 반영하지 않았다는 점에서 이는 두 가지 요소로 생각해 볼 수 있다. 먼저 산재

로 인한 인적자본의 손실 정도가 고학력자가 저학력자에 비해 적을 수 있다는 점이다. 고학력자의

경우는 저학력자에 비해 상대적으로 안전한 일자리에 있을 가능성이 높다. 물론 다른 요소들이 통

제된 상태이지만 인적자본의 손실이 상대적으로 적을 가능성이 높다. 이에 저학력자의 경우는 산재

로 인하여 이전의 업무와 관련된 기능이 손실됨으로써 이전의 생산성을 회복하지 못하는 반면, 고

학력자는 이전 업무와 관련된 기능이 손실되더라도 학력을 필요로 하는 다른 업무로 전환할 수 있

다는 것이다. 즉, 생산성의 조정이 상대적으로 고학력자의 경우에 용이할 수 있다.

또 다른 한 가지 요소는 사업장 이동에서 생산성에 맞는 임금조정이 있을 수 있다는 것이다.

저학력자의 경우는 고학력자에 비해서 산재 이전의 일자리 보다 좋은 조건의 일자리가 주어질 가능

성이 상대적으로 낮다고 볼 수 있다. 이에 재취업 사업장의 사업주가 감소한 인적자본에 비례하여

제시하는 임금 수준이 현저하게 낮을 수 있고 이는 근로의욕의 감소로 나타날 수 있다.


14

다음으로 유의하게 영향을 미치고 있는 장해 변수를 살펴보자. 이승렬(2005)에 따르면 장해

정도는 직장 복귀자들의 근속에 영향을 미치지 않는 것으로 나타나고 있다. 이에 대하여 이승렬

(2005)의 연구에서는 장해 판정 이후의 취업자인 경우는 이미 재취업의 고용관계가 성립될 때 장

해에 대한 극복이 장해판정자 스스로 이루어지고, 근로자와 사업주 양자가 장해에 따른 인적자본의

손실을 감안한 상태에서 고용관계가 이루어졌다고 볼 수 있기 때문에 영향을 미치지 않고 있다고

설명하고 있다. 하지만 본 연구의 결과에 따르면 장해 정도가 8-12등급 정도일 경우 장해가 없다

고 판정된 재취업자들에 비해 고용을 지속할 가능성이 낮은 것으로 나타나고 있다. 다소 차이가 있

는 결과가 나타난 이유를 생각하여 보면 이승렬(2005)의 연구에서는 원직장 복귀자까지 포함하여

분석함으로써 장해 요소에 대한 효과가 감소되었을 가능성이 있다. 왜냐하면 원직장 복귀자들의 경

우 산재를 당한 사업장으로 복귀하는 것이므로 사업주나 경영주가 장해 정도에 대한 충분한 정보를

가진 상태이기 때문에 고용 지속에 미치는 영향이 작을 수 있다. 하지만 본 연구에서처럼 이직을

한 사람들만을 대상으로 한 경우엔 이러한 인적자본 손실 정도에 대한 정보가 충분히 공유되지 못

할 가능성이 높기 때문에 고용 지속 가능성이 낮게 나타났다고 판단된다.

마지막으로 산재 사업장에 대한 요소들은 산재 이후 재취업 일자리에서의 고용 유지에 유의미

한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 이러한 원인으로는 원직장으로 돌아가지 못하고 타 사

업장으로 재취업한 경우 산재 이후 인적자본 감소로 인해 이전 직장에서의 산업이나 직무와 이질적

인 사업장에 취업할 가능성이 있고, 이러한 특성으로 인해 이전 사업장의 경력들이 재취업 일자리

의 고용 유지에는 영향을 미치지 못하는 것이다.

3.� 산재�이후�재취업�횟수�결정요인�분석(Negative� Binominal� Reg.)

앞선 절까지 재취업 일자리의 고용 유지에 대하여 살펴보았다. 이번 절에서는 재취업 일자리에

서 퇴직한 이후 일자리 변동을 파악하기 위해 이직 횟수를 분석하고자 한다.

먼저 산재 요양 종료 이후 3개 년간 초기 재취업자들의 이직 횟수를 살펴보면, 1회 취업한 사

람들이 가장 많은 82.6%를 차지하고 있고, 2회가 13.9%, 3회 이상이 3.1% 가량으로 나타나고 있

다. 즉, 대부분의 재취업자들이 재취업한 일자리에서 계속 근무하거나 재취업한 일자리를 그만 둔 후 다

른 일자리를 얻지 못한 경우가 대다수를 차지하고 있다.

<표� 3> 재취업자들의�이직�횟수(단위: %)

이직 횟수 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




어떠한 요소들이 이러한 이직 횟수에 영향을 미치는지 살펴보기 위해 음이항 회귀분석 모형을 이

용하여 실증분석 하였다. 분석 결과 재취업자들의 이직 횟수에 영향을 미치는 유의미한 요소들은 발견

할 수 없었다.(부표 3 참조)

산재 근로자들의 노동시장은 일반적인 노동시장에서의 이직과 다르게 제한적인 요소들이 많다.

초기 원직장으로 복귀하지 못한 근로자들의 경우 ‘산재로 인한 업무 수행의 어려움’이 가장 많은 비

중을 차지하고 있다. 그 외에도 ‘개인의 건강문제’가 높은 비중을 차지하고 있어 재취업이나 이직이

상당히 제한적이라는 것을 확인할 수 있다.

이로 인하여 재취업 일자리가 지속적으로 유지되지 못할 경우 다른 일자리로의 이직이 원활하

지 못할 것으로 판단되고, 그 결과 이직의 규모가 일반적인 노동시장의 특성과는 다소 차이를 보일

수밖에 없다.

<표� 4> 원직장에서�퇴사한�이유(단위: %)

원직장에서 퇴사한 이유 빈도 비율

개인의 건강문제 183 14.0

산업재해로 인한 업무 수행의 어려움 581 44.5

사업주, 상사, 동료 등과의 인간관계 갈등 66 5.1

임금 등 근로조건의 변동 49 3.8

출퇴근 등 이동문제 12 0.9

더 좋은 직장이 있어서 58 4.4

사업장의 폐업 85 6.5

계약만료 57 4.4

징계해고 38 2.9

사업장의 권고사직 요청 등 101 7.7

기타 75 5.7

* 주 : 원직장 복귀자를 제외한 응답임* 자료 : 산재보험패널조사 1차 년도 조사자료, 근로복지공단.


16

V. 결론�및�시사점

산업재해는 국가적으로나 재해근로자에게 적지 않은 피해를 안기게 된다. 따라서 정부나 기업,

근로자 모두에게 있어 산업재해 예방 노력은 강조될 수밖에 없고, 발생된 재해 피해를 최소화할 수

있는 사회적 관심이 필요하다(양재성 외, 2012). 즉 불가피하게 산업재해가 발생하였다 하더라도

그 후 산업재해 근로자가 경제 활동을 지속할 수 있도록 관심을 가지고, 제도적으로 지원하는 것이

필요하다고 생각된다. 이러한 이유로 산업재해 근로자의 일자리 변동을 연구하는 것은 무엇보다도

가치 있는 일이라고 판단된다. 이에 본 연구에서는 근로복지공단 근로복지연구원에서 제공하고 있

는 『산재보험패널조사』 1~3차 데이터를 이용하여 산업재해 근로자의 일자리 변동에 관하여 실증

하였다.

본 연구의 주요 실증분석 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 산재 이후 원직장에 복귀하지

못하고 재취업을 해서 그 직장을 유지하거나 이직을 반복하는 규모는 전체의 약 28.0% 가량으로

이들은 원직장 복귀자들에 비해 산재 이후 근로 취약계층으로 구분될 가능성이 높은 것으로 나타났

다. 둘째, 산재 이후 재취업한 근로자들의 경우 재취업 일자리 유지 기간은 남성일수록, 연령대가

낮을수록, 학력이 높을수록, 장해 정도가 낮을수록 긴 것으로 나타나 반대의 경우엔 단기 일자리나

반복 일자리의 가능성이 높은 것으로 나타났다. 셋째 산재 이후 재취업 일자리 유지 기간을 결정하

는 주요 요소는 학력과 장해등급으로 산재의 결과로 나타날 수 있는 인적자본의 손실 정도나 다른

업무로의 전환 가능성이 높을수록 재취업 일자리의 유지에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 넷째,

일자리 이직 횟수에 대한 분석 결과 산재 근로자들의 이직 유형은 일반적인 노동시장에서의 이직

유형과는 다소 차이를 보이는 것으로 나타났으며, 이에 대한 기초통계 분석 결과 산재로 인한 노동

력 감소가 주된 원인으로 추정되었다. 또한 이직이 없다는 것은 재취업 일자리에서 고용을 지속할

가능성도 있겠지만, 재취업 일자리에서 퇴직한 경우 다른 일자리로의 이동이 원활하지 못해 나타난

결과일 수 있으므로 이들에 대한 취업 지원시 산재 요양 이후에만 그칠 것이 아니라 중장기적인 모

니터링을 통해 취업 알선의 기회를 지속할 필요가 있다고 판단된다.

본 연구는 산업재해 근로자의 요양종결 후 일자리 변화에 관하여 실증하였다. 본 연구의 실증

분석은 분석 데이터의 한계로 인해 산업재해 근로자 측면만으로 초점을 맞추어 분석을 진행하였다.

또한 기존 연구들에서 직장 유지 기간이나 이직 효과가 상쇄될 수 있는 가능성이 있어 정책적 지원

대상에 대한 효과를 추출하기 위해 재취업 근로자들을 대상으로 실증분석을 진행하고 있다. 산업재

해 근로자의 일자리를 분석한 많은 연구들이 산업재해 근로자의 원활한 직장복귀를 위해서는 사업

주 혹은 사업체 측면을 강조하고 있는 것이 사실이다. 만약 추후 이러한 사업체 측면이 보완된다면

보다 의미 있는 산업재해 근로자의 일자리 변화를 연구할 수 있을 것이다. 또한 원직장으로의 복귀

를 통해 산재 이전의 경제수준을 산재 이후에도 지속적으로 영위할 수 있도록 강조하고 있다. 하지

만 현실적으로 원직장으로만의 복귀에는 한계가 있기 때문에 재취업에 대한 지원을 강화하고 모니

터링을 지속할 필요가 있다. 이와 같은 분석결과 상의 한계점에도 불구하고 본 연구는 국내에서는

많이 다루어지지 않은 산업재해 근로자의 일자리 변화를 보다 장기적인 관점에서 실증한 것에 의의

를 가진다고 생각된다.



참고문헌

김양진, 도기쁨, 김수연(2014), “산재근로자의 원직장 복귀에 영향을 미치는 요인 연구:

경쟁위험 분석(competing risk analysis)을 중심으로,” 제1회 산재보험패널 학술대회,

근로복지공단 근로복지연구원.

김우영, 권현지(2016), “사업체별 재해빈도에 대한 노동조합 효과: 제조업을 중심으로,”

2016년 한국고용노사관계학회 동계학술대회 자료집, 한국고용노사관계학회.

박수경, 안치민(2006), “산재근로자의 원직복귀 예측요인,” 『사회복지정책』, 26: 177-194,

한국사회복지정책연구원.

배화숙(2014), “산업재해 근로자의 노동시장이행 관련 요인 연구,”

『한국산학기술학회논문지』, 15(12): 7093-7100.

안준기, 오세미(2015), “산재근로자의 경제활동 변동 및 자존감에 영향을 미치는 요인에 관한

연구,” 『사회보장연구』, 31(1): 109-135, 한국사회보장학회.

양재성, 오순복, 임성수(2012), “산재근로자 직업복귀 형태에 영향을 미치는 결정요인 분석:

요양종결 후 장해판정자를 중심으로,” 『사회보장연구』, 28(3): 153-176, 한국사회보장학회.

이민재, 서영주(2015), “산업재해 근로자의 직업복귀에 미치는 영향: 업무수행능력의

매개효과를 중심으로,” 제2회 산재보험패널 학술대회, 근로복지공단 근로복지연구원.

이승렬(2004), “요양종결 이후 산재근로자의 취업기간 분석,” 『노동경제논집』, 37(3):

25-52, 한국노동경제학회.

이승렬(2005), 산재근로자의 노동이동에 관한 연구: 장해판정자의 취업력 분석,

한국노동연구원.

이재성, 안준기(2016), “근로환경에서의 위험노출 정도에 관한 연구: 고용형태별 비교분석,”

『산업관계연구』, 26(1): 147-173, 한국고용노사관계학회.


18

<부록� 1> 주요업종별�재해다발�상위�세부업종�현황(단위: 명, %)

대업종 중업종

2015. 9월말 전년 동기 증 감

재해자수

사망자수

재해자수

사망자수

재해자수

사망자수

제조업

비금속광물제품제조 및 금속제품제조업 또는 금속가공업

3,383 59 3,546 61 -163 -2

기계기구제조업 3,198 50 3,251 43 -53 7

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

운수창고통신업

수상운수업, 항만하역 및 화물취급사업

954 21 970 18 -16 3

여객자동차운수업 653 47 726 37 -73 10

화물자동차운수업 342 6 392 16 -50 -10

소형화물운수업 및 택배업, 퀵서비스업

364 6 289 4 75 2

기타의각종사업 8,785 82 8,688 86 97 -4

기타의사업

도·소매및소비자용품수리업 4,296 36 4,628 47 -332 -11

건물 등의 종합관리사업 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: 업무상 사고 또는 질병으로 인해 발생한 사망자와 부상자, 질병이환자를 합한 수 2) 사망자수: 업무상 사고 또는 질병으로 인해 발생한 사망자수(사망자수에는 사업장외 교통사고(운수업, 음식숙박업

은 포함), 체육행상, 폭력행위, 사고 발생일로부터 1년 경과 사고사망자 제외[산업재해통계업무처리규정(고용노동부 예규)])

* 자료 : 고용노동부, 『산업재해 현황분석』, 각년도.



<부록� 2> 산업재해현황(단위: 단위, %)

　 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014

전체 재해율 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

전년대비 재해율 증감율

-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

300인 미만 사업장 재해율

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

전년대비 300인 미만

사업장 재해율 증감율

-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

사고성 사망만인율

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

전년대비 사고사망만인

율 증감율-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

전년대비 사망자수 증감율

-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

업무상 질병자수

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

전년대비 질병자수 증감율

-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 100명당 발생하는 재해자수의 비율을 의미함 2) 업무상사고 사망만인율: 연간 근로자수 10,000명당 발생하는 업무상사고 사망자수의 비율을 말함 3) 사망자수 : 근로복지공단에서 유족급여 지급이 결정된 업무상사고 사망자수와 지방노동관서에 산업재해조사표가

제출된 업무상사고 사망자수 4) 업무상질병자수 : 근로복지공단에 산재보상금이 결정된 업무상질병사주와 지방고용노동관서에 산업재해조사표가

제출된 업무상질병자수(산재 미보고 적발자수 포함)를 말함 5) 재해자수 : 근로복지공단에서 요양 승인된 재해자수와 지방고용노동관서에 산업재해조사표가 제출된 재해자수

(산재 미보고 적발자수 포함)를 말함 6) 재해유형 : 떨어짐(높이가 있는 곳에서 사람이 떨어짐), 넘어짐(사람이 미끄러지거나 넘어짐), 깔림 및 뒤집힘

(물체의 쓰러짐이나 뒤집힘), 부딪힘(물체에 부딪힘), 물체에 맞음(날아오거나 떨어진 물체에 맞음), 무너짐(건축물이나 쌓여진 물체가 무너짐), 끼임(기계설비에 끼이거나 감김)

7) 근로자수 : 근로자수는 산업재해보상보험 가입 근로자수를 말함 8) 업무상사고 사망자수 : 근로복지공단에서 유족급여 지급이 결정된 업무상사고 사망자수와 지방노동관서에 산업

재해조사표가 제출된 업무상사고 사망자수(산재 미보고 적발 업무상사고 사망자수 포함)를 말함** 자료 : 고용노동부, 『산업재해 현황분석』, 각년도.


20

<부록� 3> 재취업�일자리�횟수�결정요인�분석(Negative Binominal Reg.) (단위: %)

추정값 표준오차 z

상수항 0.065 0.341 0.19

인구통계

학적특성

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

연령 : 60대 이상 -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

장해

장해등급 : 4-7(기준 : 장해없음) 0.041 0.207 0.2

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

산재

사업장

산업 : 제조업(기준 : 기타산업) -0.064 0.091 -0.7

산업 : 건설업 -0.032 0.100 -0.32

직업 : 전문가 및 관련종사자(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

직업: 농림어업 숙련종사자 0.115 0.275 0.42

직업 : 기능원 및 관련 기능종사자 0.089 0.193 0.46

직업 : 장치/기계 조작 및 조립 종사자 0.056 0.205 0.27

직업 : 단순노무종사자 0.031 0.202 0.15

종사상 지위 : 정규직 -0.025 0.078 -0.32

노조가입여부 : 가입 0.099 0.222 0.45

기업규모 : 30인 이상~300인 미만(기준 : 30인 미만)

-0.050 0.086 -0.58

기업규모 : 300인 이상 -0.234 0.276 -0.85

N 910



1-2.�산재근로자의� �원직장�복귀�후�지속적�유지에�영향을�주는�요인�및�요인�간�패턴�도출 21

1-2

산재근로자의 원직장 복귀 후 지속적인 고용유지에 영향을

주는 요인 및 요인 간 패턴 도출

유동희*, 최근호**

요� � 약

직장� 복귀�이후의�안정적인�고용유지는� 산재근로자의�성공적인� 직장�복귀에�필수적인�요소임

에도�불구하고, 직장�복귀에�비해� 현재� 고용유지를�위한�노력과�관심은�부족한�실정이다. 또한�직장�복귀�측면에서, 산재로�인한�요양�종결�이후�산재이전에�근무했던�원직장으로�복귀하는�것은�타직장으로� 복귀하는� 것에� 비해� 산재근로자에게� 양질의� 근로조건을� 제공해� 줄� 수� 있다. 따라서, 본�연구에서는� 제� 3차� 산재보험패널� 데이터에� 다차원� 분석이� 용이한� 데이터� 마이닝� 기법� 중� 하나인�의사결정나무(decision tree) 알고리즘을�적용하여�원직장�복귀� 후� 고용유지에�영향을�주는� 요인들과�요인들�간의�관계를�분석하였다. 분석결과, 최종� 11개�변수들이�원직장�복귀�후�고용유지에�영향을� 미치는�중요한� 요인들인�것으로� 나타났으며, 최종� 12개의�고용유지� 관련� 패턴이� 도출되었다. 본�연구는�원직장�복귀�후�고용유지에�영향을�주는�요인들과�요인들�간�관계를�파악하기�위해�고용

유지에�영향을�줄�것으로�여겨지는�다양한�변수들을�고려하였다는�점과�고용유지에�도움을�주는�패

턴들을�도출하였다는�점에서�의의를�찾을�수�있다. 향후�도출된�패턴들은�원직장에�복귀한�산재근로자의�고용을�지속적으로�유지하기�위한�방안�수립에�도움을�줄�것으로�기대된다.

I. 서론

오늘날 한국에서 발생하는 산재근로자의 규모는 매해 9만여 명에 달한다. 산업재해는 산재근로자의

직업경력을 단절시키고 신체적인 장애를 남기며, 국가 및 산업사회 전반에 노동공급을 감소시키는 등

다양한 문제를 야기한다(양재성 외, 2012). 이러한 문제를 해결하기 위해 근로복지공단은 산재보험 제도

를 통해 산재근로자에게 요양 및 보상 서비스를 제공하며, 산재근로자의 안정적인 직장 복귀를 위한 복

지 및 재활사업을 추진하고 있다.

산재근로자를 효과적으로 보호하기 위해서는 예방을 통한 산업재해 방지, 산재근로자에 대한 보상,

그리고 직장복귀 지원이 매우 중요하다. 이를 위해, 산재보험 재활사업 5개년 사업계획이 수립되었고 산

재근로자를 위한 재활사업이 본격적으로 추진되었으며, 직업복귀율 제고를 위한 여러 방안들이 연구되

어 왔다(류만희 & 김송이, 2009; 이승욱 & 박혜전, 2007).

* 경상대학교 경영대학 경영정보학과 부교수** 교신저자, 근로복지공단 근로복지연구원 책임연구원([email protected])


22

하지만 산재장애인은 일반근로자에 비해 직업복귀 후 고용유지 과정에서 더욱 어려움을 겪는다는

점에서(김지원, 2015), 직장복귀 이후 안정적인 고용유지 역시 산재근로자의 성공적인 직장 복귀에서 필

수적이라 할 수 있다. 또한 직장복귀의 질적인 측면에서, 요양종결 이후 산재이전에 근무했던 원직장으

로 복귀하는 산재근로자의 경우 타직장으로 복귀하는 산재근로자에 비하여 양질의 근로조건을 경험하는

경향을 보이고 있다. 제3차년도 산재보험패널조사에 의하면, 원직장으로 복귀한 산재근로자는 타직장으

로 복귀한 산재근로자에 비해 약 1.4배 높은 근로소득을 벌어들이며, 복리후생(법정퇴직금, 유급휴가, 식

사비용보조, 경조사지원, 보육비지원)과 사회보험 가입률 측면에서도 더 나은 조건을 제공받는 것으로

나타났다(제3차 산재보험패널조사 기초분석보고서, 2016).

이 같은 문제의식에 근거하여, 본 연구에서는 원직장 복귀 후 고용유지에 영향을 주는 요인들과 요

인들 간의 관계를 분석하고자 하였다. 이를 위하여 제3차 산재보험패널 데이터를 이용하였으며, 다차원

분석이 용이한 데이터 마이닝 기법 중 하나인 의사결정나무(decision tree) 알고리즘을 적용하였다.

본 연구의 구성은 다음과 같다. 2장에서는 직장 복귀 후 고용유지에 영향을 주는 요인들을 조사한

기존문헌들에 대해 살펴본다. 3장에서는 원직장 복귀 후 지속적인 고용유지에 영향을 주는 요인들과 요

인들 간 관계를 분석하기 위한 연구방법을 설명한다. 4장에서는 데이터 마이닝 기법을 통해 도출된 분

류 패턴에 대한 결과 해석이 이루어지며, 마지막 장에서는 본 연구의 요약과 더불어 시사점과 한계

점에 대해 다룬다.

II. 문헌연구

1.� 산재근로자의�직장�복귀�후� 고용유지�영향요인

성공적인 직업복귀란 직장복귀와 더불어 지속적으로 직장에서 직업생활을 유지해 나가는 것이라

할 수 있다. 산재근로자 또는 장애근로자의 성공적인 직업복귀를 위해 직장복귀 후 고용유지에 영향을

미치는 요인에 관한 연구들이 진행되어 왔다.

우선 재해발생 이후 첫 번째 직장복귀를 기준으로 고용유지 현황을 살펴본 연구들은 다음과 같다.

Butler 외(1995)에서는 산재 이후 첫 직장 복귀에 성공한 근로자들 중 절반 정도만이 고용을 유지하며,

연령이 높고 여성일수록, 공공기관에서 일하지 않을수록, 교육을 많이 받지 않을수록 고용 변화가 발생

하는 것으로 나타났다. Baldwin과 Butler(2006)도 산재근로자의 첫 직장 복귀 이후 고용 변화에 영향을

주는 요인으로 성별·나이 및 회사근속년수 등을 설명하였다. Bültmann 외(2007)는 근골격계 장애를 지

닌 산재근로자를 대상으로 연구하였으며, 직장복귀 이후 산재근로자의 실업상황을 초래하는 주요한 요

인으로 건강상태를 꼽았다.

또한 변용찬과 이정선(2005)의 연구에서는 취업 장애인의 고용유지기간에 영향을 미치는 요인을

분석하였다. 그 결과 연령, 교육수준, 일상생활제한여부, 임금, 상용근로자여부, 자영업여부의 영향을 확

인할 수 있었다. 한편 남정휘와 조성욱(2012)은 중증장애인 근로자를 대상으로 고용유지기간을 분석하

였다. 이 연구에서는 인구사회학적 요인인 성별과 자격증보유, 고용환경 요인인 고용형태와 임금수준이

산재근로자의 고용유지에 대하여 유의한 관계를 도출하였다. 그러나 이 연구에서 장애유형은 고용유지

에 유의미한 영향력을 미치지 않는 요인으로 나타났다.



원직장복귀자를 대상으로 한 연구들을 살펴보면, Young(2010)은 인터뷰 방식의 질적연구를 통하여

상사와의 관계나 경제적 환경, 작업 조건 등의 외부요인들을 고용유지와 관련이 있는 요소로 제시하였

다. 김영광 외(2015)는 기혼자, 학력수준이 높은 경우, 소득이 높을수록, 만성질환이 없는 경우, 직장 내

노동조합이 있는 경우, 상용직인 경우, 산재 후 사업장이 제공한 경제적 지원에 만족도가 높은 경우 원

직장복귀자의 고용유지가 지속되는 것으로 보았다.

한편 박은주(2014)는 산재근로자들이 직장 복귀 이후의 기록들을 바탕으로 취업 유형을 분류하였

으며 각 유형별로 고용유지의 차이가 발생한다는 점을 제시하였고, 김지원(2015)은 원직장복귀자 중에

서도 직업의 종류에 따라 근로환경이 상이하며 이는 고용유지 간의 차이에도 영향을 미치는 것으로 나

타났다.

2.� 기존�연구와의�차이점

지금까지 산재근로자의 직장복귀 후 고용유지에 영향을 주는 요인들을 분석한 여러 연구들이 진행

되었는데, 본 연구가 가지는 기존 연구와의 차이점을 요약하면 다음과 같다. 1) 산재근로자의 고용 상태

의 변화를 지속적으로 조사한 패널 데이터를 활용하였기 때문에, 기존 연구에 비해 분석 결과에 대한

신뢰도가 높다고 할 수 있다. 근로복지공단에서 제공하는 제3차 산재보험패널 데이터를 활용하여 원직

장에 복귀한 산재근로자의 3년 간 고용 상태의 변화와 그것에 영향을 주는 요인들을 조사하였다. 2) 기

존 연구에 비해 다양한 변수를 사용하여 원직장에 복귀한 산재근로자들의 고용유지에 영향을 주는 요인

들을 분석하였으며, 선행연구와 차별되는 새로운 요인들을 발견할 수 있었다. 3) 기존 연구에서는 주로

통계적 기법을 활용하여 산재근로자의 고용유지에 영향을 주는 요인들의 영향력을 분석하였지만, 본 연

구에서는 다차원 분석에 적합한 데이터마이닝 기법인 의사결정나무 알고리즘을 활용하여 원직장에 복귀

한 산재근로자들이 지속적으로 직업생활을 유지하게 해주는 다양한 패턴들을 도출하였다.

III. 연구방법

1.� 분석�데이터

본 연구에서 사용한 분석 데이터는 근로복지공단에서 제공하는 ‘3차 산재보험패널 데이터’이며, 본

데이터는 2012년 1월에서 12월에 요양을 종결한 산재근로자 2,000명을 대상으로 이들의 경제활동 및

건강 상태 등에 대한 다양한 내용을 포함하고 있다.

본 연구에서는 1차 산재보험 패널 조사 당시 원직장에 복귀한 산재근로자를 초기 분석 대상으로

설정하였다. 이 중 계약 기간이나 개인의 의사 등으로 인해 다른 요인들과 상관없이 원직장에서 고용을

유지하지 못하는 패널을 분석에서 제외하고, 1차 조사 당시 원직장복귀자 중 현 직장에서 지속적인 근

무가 가능하며 현 직장을 계속 다닐 의사가 있다고 응답한 493명을 최종 분석대상으로 선정하였다.


24

2.� 원직장�복귀�후� 고용유지�영향요인�간� 패턴�분석

1)� 분석기법

본 연구에서는 원직장 복귀 후 고용유지에 영향을 주는 요인들을 도출하고 요인들 간의 패턴을 도

출하기 위해 데이터 마이닝 기법 중 하나인 의사결정나무 알고리즘을 분석 기법으로 사용하였다.

의사결정나무 알고리즘은 분석에 사용할 각 독립변수를 대상으로 그 독립변수의 변수 값에 따라

부모 노드(parent node)를 구성하며, 서로 다른 클래스의 관측대상을 점차 동일한 클래스의 관측대상들

로 구성된 여러 작은 자식 노드(child node)로 분할하게 되는데, 이 때 자식 노드의 평균 순수도가 가장

높아지도록 분할한 독립변수가 해당 부모 노드에서의 분할 변수로 사용된다. 노드의 순수도는 노드에

포함된 관측대상들이 속한 클래스의 다양성 정도를 의미하며, 엔트로피 인덱스(entropy index), 지니 인

덱스(gini index), 또는 카이 제곱(chi square) 등을 기준으로 측정할 수 있다(Witten & Frank, 2005).

이러한 반복적인 분할 작업 후 자식 노드에 속하는 관측대상들의 수가 사용자가 지정한 수치보다

작거나, 그 자식 노드의 순수도가 사용자가 지정한 수치보다 크게 되면 분할 작업은 더 이상 진행되지

않는다. 의사결정나무에서 생성된 분류 패턴은 이해하기 쉬운 형태로 만들어지기 때문에 그 설명력이

매우 우수하다는 장점이 있다.

2)� 목표변수

본 연구에서는 분석대상들에게 동일한 기준을 적용하기 위해 산재근로자가 원직장에 복귀한 후의

고용유지 기간을 계산하였다. 고용유지 기간은 1차 조사 당시 원직장에 복귀한 자들을 대상으로 수집한

원직장 복귀일과 2차와 3차 조사를 통해 수집한 원직장 퇴사일 정보를 이용하였으며, 3차 조사 당시까

지 원직장을 유지하고 있는 경우 고용유지기간은 원직장 복귀일부터 3차 조사 시점일(2015년 9월 1일)

까지로 정의하였다.

이와 같이 생성한 고용유지기간 변수의 중앙값인 36개월을 기준으로 삼고, 고용유지 기간이 36개

월 이하인 경우를 미유지, 36개월 초과인 경우를 유지로 분류하고 이를 목표변수로 사용하였다. 이를

통하여 고용유지 기간이 다른 사람들에 비해 짧은 경우와 다른 사람들에 비해 긴 경우는 어떠한 요인에

서 기인하는지를 살펴보고자 하였다. .

3)� 독립변수

분류에 사용될 패턴 도출을 위해 본 연구에서는 문헌조사와 전문가 토의를 통해 원직장 복귀 후

고용유지에 영향을 줄 수 있을 것이라고 판단된 139개의 독립변수 후보들(<부록> 참고)을 선정하였으

며, 서열형 변수(일자리 만족도, 업무적응정도 등)의 경우 변수값이 지닌 상대적 크기에 대한 정보를 추

가로 분석에 활용하기 위해 데이터 형식을 연속형 값으로 설정하였다. 이러한 변수들은 변수값들이 등

간격이 아니기 때문에 회귀분석 등과 같은 통계적 방법을 이용할 경우 데이터 형식을 연속형 값으로 인

식하여 잘못된 결과를 도출할 수 있으나, 본 연구에서 사용하고자 하는 의사결정나무는 상대적인 크기

만을 고려하기 때문에 데이터 형식을 연속형 값으로 설정하여도 큰 문제가 발생하지 않는다.



초기에 선정된 독립변수 후보들 중에는 분류 패턴을 도출하는데 아무런 도움을 주지 못하는 것들

이 있을 수 있다. 목표변수의 분류에 큰 도움이 되지 않음에도 불구하고 분류 패턴 도출 시 이용된다면

분류의 정확성을 저하시킬 수도 있기 때문에 이러한 변수들을 제거한 후 분류 패턴을 도출하는 것이 바

람직하다(Dash & Liu, 1997).

이와 같이, 여러 독립변수 후보들 중 목표변수 분류에 중요한 역할을 하는 변수들을 선정하는 과정

을 변수선정이라고 하는데, 본 연구에서는 아래의 GR(gain ratio)을 변수선정 알고리즘으로 사용하여

독립변수 후보들의 중요도를 평가하였다.

∈ ∈

×∈

는 부모 노드의 집합이고, 는 관측대상 가 독립변수 에 대해 가지는 값이며, 는 독

립변수 가 가지는 값들의 집합이다. 독립변수 에 대한 (information gain)는 위 식과 같이 엔트로

피 의 항목으로 정의되는데, 엔트로피 는 다음과 같이 정의된다.

log

여기서, 는 자식 노드 내에서 목표변수 값이 인 관측대상이 차지하는 비율을 나타낸다.

는 다양한 변수값을 지닌 독립변수들이 중요한 독립변수로 선정될 수 있다는 문제점을 지니고

있는데, 은 를 intrinsic value로 나눠 줌으로써 이러한 의 문제점을 보완하였다. 여기서,

intrinsic value는 분할된 자식 노드의 수와 자식 노드들 내에 존재하는 관측대상의 수를 고려하여 계산

한 엔트로피 값을 나타낸다.

4) 데이터 균형화

목표변수 내에 특정 클래스에 속하는 관측대상이 다른 클래스에 속하는 관측대상 보다 많을 경우,

관측대상이 적은 클래스에 비해 관측대상이 많은 클래스에 대해 학습이 많이 이루어기 때문에 특정 클

래스만을 잘 분류하는 편향된 분류 패턴이 도출된다. 따라서 분류 패턴을 도출하기 전 목표변수 내에

존재하는 클래스들의 비율을 맞추어 주는 과정이 필요하다

본 연구의 목표변수인 원직장 복귀 후 36개월 간 고용유지 여부는 유지/미유지의 2개 클래스로 구

성되어 있는데, 각 클래스별 관측대상의 수는 유지가 224명, 미유지가 269명으로 목표변수의 클래스 분

포가 다소 편향되어 있어, 언더샘플링(under-sampling)을 통해 클래스의 비율을 맞추는 작업을 추가로

진행하였다. 그 결과, 전체 448명(유지: 224명, 미유지: 224명)으로 이루어진 데이터 셋을 원직장 복귀

후 고용유지 패턴 도출을 위한 최종 데이터 셋으로 사용하였다.


26

변수명 변수값

일자리 만족도(근로시간)*1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통,4: 불만족, 5: 매우 불만족

단순노무 종사자 직업 이력 유무 1: 있음, 2: 없음

공단에서 제공하는 서비스 안내 받았는지 여부(재활지원상담)

1: 예, 2: 아니오

심리재활서비스 이용여부 1: 이용, 2: 미이용

최종혼인상태1: 미혼, 2: 혼인, 3: 별거, 4: 이혼,5: 사별, 6: 기타

비정규직 임금근로자 이력 유무 1: 있음, 2: 없음

현재 하고 있는 일에 대한 평소 생각(일에 만족)*1: 매우 그렇다, 2: 그런 편이다,3: 보통이다, 4: 그렇지 않은 편이다, 5: 전혀 그렇지 않다

요양 중 사업주가 임금 지급 여부 1: 있음, 2: 없음

일자리 만족도(임금/소득)*1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통,4: 불만족, 5: 매우 불만족

기타 국가자격증 유무 1: 있음, 2: 없음

일자리 만족도(개인의 발전가능성)*1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통,4: 불만족, 5: 매우 불만족

* 데이터 형식을 연속형 값으로 취급

IV. 분석결과�및�토의

1.� 최종�사용�변수

본 연구에서는 오픈소스 데이터 마이닝 툴인 Weka ver.3.6.13을 이용하여 원직장 복귀 후 고용유

지 패턴을 도출하였으며, 분류 알고리즘으로 C4.5 기반의 의사결정나무 알고리즘을 이용하였다. 도출된

분류 패턴의 신뢰도를 높이고, 과잉적합(over-fitting) 문제를 완화하기 위해 잎 노드(leaf node)의 최소

관측대상 수는 10명으로 설정하였다.

<부록>의 초기 139개 독립변수 후보들에 앞서 설명한 변수선정 알고리즘을 적용한 후 중요도가 0

인 18개의 변수를 제외하였고, 나머지 121개 독립변수를 사용하여 분류 패턴을 도출하였다. 그 결과,

<표 1>에 나와 있는 11개의 독립변수가 최종적으로 선정되었다.

<표� 1> 최종사용�변수

2.� 원작장�복귀�유지�영향요인�간� 패턴�도출결과

의사결정나무 알고리즘에 의해 도출된 분류 패턴 중 잎 노드의 관측대상이 10명 이상인 패턴은 아

래 <표 2>와 같으며, 이 패턴들의 주요 특성을 살펴보면 다음과 같다.

첫 번째, 원직장에 복귀 후 36개월을 초과하여 고용을 유지할 확률이 가장 큰 경우는 근로시간에

대한 일자리 만족도가 보통 이하이고, 공단에서 제공하는 재활지원 상담 서비스에 대한 안내를 받지 않

았으며, 비정규직 임금 근로자 이력이 없고, 임금 및 소득에 대한 일자리 만족도가 만족 이상인 경우로,

90.00%로 나타났다(1번 패턴). 재활지원 상담 서비스에 대한 안내를 받지 않았을 경우 안내를 받은 경



우에 비해 신체적인 건강 상태가 양호할 가능성이 높고, 비정규직 임금 근로자 이력이 없을 경우 현재

원직장에서도 비정규직이 아닐 가능성이 높다. 또한 임금 및 소득에 대해 만족하는 상태는 장기간 고용

을 유지할 확률을 높이며, 장기간 원직장 고용유지에는 근로시간에 대한 만족도 보다는 임금 및 소득에

대한 만족도가 더 많은 영향을 주는 결과로 해석된다.

두 번째, 원직장 복귀 후 고용유지 기간이 36개월 이하가 될 확률이 가장 큰 경우는 근로시간에

대한 일자리 만족도가 보통 이하이고, 공단에서 제공하는 재활비원 상담 서비스에 대한 안내를 받았으

며, 현재 기혼 상태인 경우이다. 해당 패턴의 확률은 77.61%로 나타났다(6번 패턴).

세 번째로는 4번과 10번 분류 패턴을 비교할 수 있다. 4번 패턴을 살펴보면 근로시간에 대한 일자

리 만족도가 만족 이상이고, 단순노무 종사자 직업 이력이 없으며, 심리재활서비스를 이용한 자 중, 요

양 중 사업주가 임금을 지급했을 경우에는 원직장 복귀 후 고용유지 기간이 36개월을 초과할 확률이

69.23%인 것으로 나타났다. 그러나 10번 패턴의 경우, 4번 패턴과 동일한 조건을 유지하나 요양 중 사

업주가 임금을 지급하지 않았을 경우 원직장복귀 후 고용유지 기간이 36개월 이하일 확률은 66.67%로

산출되었다. 요양 중 사업주가 임금을 지급하였을 경우에는 그렇지 않은 경우에 비해 사업주 또는 사업

장이 산재근로자에 친화적이며, 요양 중 임금을 지급할 수 있을 정도의 규모를 갖추거나 안정적으로 운

영되는 사업장일 가능성이 높다. 이 같은 특성이 원직장 복귀 후 장기간 고용을 유지할 가능성을 증대

시키는 결과로 해석된다.

네 번째, 5번과 7번 분류 패턴을 살펴보면, 근로시간에 대한 일자리 만족도가 만족 이상이고, 단순

노무 종사자 직업 이력이 없으며, 심리재활서비스를 이용하지 않은 자 중, 현재 하고 있는 일에 대해 평

소 보통 이상으로 만족한다고 생각하는 경우에는 원직장 복귀 후 고용유지 기간이 36개월을 초과할 확

률이 69.08%로 나타났다(5번 패턴). 그러나 현재 하고 있는 일에 대해 평소 불만족스럽다고 생각하는

경우에는 원직장 복귀 후 고용유지 기간이 36개월 이하일 확률이 75.00%로 나타났다(7번 패턴). 즉, 현

재 하고 있는 일에 대해 평소 느끼는 만족도가 원직장 장기 고용유지에 중요한 영향을 미치는 결과로

판단된다.

다섯 번째, 원직장 복귀 후 고용유지 기간이 36개월을 초과할 것으로 나타난 패턴들에는 공단에서

제공하는 재활지원 상담 서비스에 대한 안내를 받지 않은 경우가 많은 반면, 원직장 복귀 후 고용유지

기간이 36개월 이하일 것으로 나타난 패턴들에는 공단에서 제공하는 재활지원 상담 서비스에 대한 안내

를 받은 경우가 많았다. 이는 기본적으로 재활지원 상담 서비스에 대한 안내를 받은 경우 신체적인 건

강 상태가 좋지 않을 가능성이 높아 안내를 받지 않은 경우에 비해 장기간 고용을 유지하는 것이 어려

웠을 것으로 판단된다.

여섯 번째, 1번·2번·3번·9번·12번 패턴을 비교하여 살펴보면, 원직장에 복귀 후 36개월을 초과하여

고용을 유지할 것으로 나타난 패턴들에는 비정규직 임금 근로자 이력이 없는 경우가 많았다. 비정규직

임금 근로자 이력이 없는 경우 현재 원직장에서도 정규직으로 근무하는 가능성이 높으므로 장기간 원직

장 고용유지가 가능하였을 것으로 추론할 수 있겠다.

일곱 번째, 6번과 8번 패턴에 의하면, 근로시간에 대한 일자리 만족도가 보통 이하이고, 공단에서

제공하는 재활지원 상담 서비스에 대한 안내를 받았을 경우 원직장 복귀 후 36개월 이내로 고용을 유

지할 확률이 75~77%정도로 높게 나타났다. 재활지원 상담 서비스에 대한 안내를 받은 경우 신체적인

건강 상태가 좋지 않을 가능성이 높으며, 근로시간에 대한 만족도가 낮은 것으로 보아 원직장의 근로시

간이 많을 것으로 유추된다. 즉, 신체적인 건강이 좋지 않은 상태이기에 근로시간이 긴 원직장에서는 장

기간 고용을 유지하는 것이 어려웠을 것으로 해석된다.


28

여덟 번째, 3번과 12번 패턴을 살펴보면, 근로시간에 대한 일자리 만족도가 보통 이하이고, 공단에

서 제공하는 재활지원 상담 서비스에 대한 안내를 받지 않았으며, 비정규직 임금 근로자 이력이 없고,

임금 및 소득에 대한 일자리 만족도가 보통 이하이며, 기타 국가자격증이 없는 자 중 개인의 발전가능

성에 대한 일자리 만족도가 만족 이상인 경우에는 원직장 복귀 후 36개월을 초과하여 고용을 유지할

확률이 70.00%로 나타났다(3번 패턴). 그러나 개인의 발전가능성에 대한 일자리 만족도가 보통 이하인

경우에는 원직장 복귀 후 36개월 이내로 고용을 유지할 확률이 61.76%로 나타났다(12번 패턴). 이는

곧 장기간 원직장 고용유지 대하여 근로시간에 대한 만족도와 임금 및 소득에 대한 만족도에 비해 개인

의 발전가능성과 관련한 만족도가 더욱 큰 영향을 주는 관계로 판단된다.

<표� 2> 원직장�복귀�후�고용유지�분류�패턴

No. 패턴 클래스 확률

1일자리만족도(근로시간)>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부(재활지원상담)='아니오' & 비정규직임금근로자이력유무='없음' & 일자리만족도(임금/소득)<=2

유지 90.00

2

일자리만족도(근로시간)>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부(재활지원상담)='아니오' & 비정규직임금근로자이력유무='없음' & 일자리만족도(임금/소득)>2 & 기타국가자격증유무='예'

유지 72.00

3

일자리만족도(근로시간)>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부(재활지원상담)='아니오' & 비정규직임금근로자이력유무='없음' & 일자리만족도(임금/소득)>2 & 기타국가자격증유무='아니오' & 일자리만족도(개인의발전가능성)<=2

유지 70.00

4 일자리만족도(근로시간)<=2 & 단순노무종사자직업이력유무='없음' & 심리재활서비스이용여부='이용' & 요양중사업주가임금지급여부='예' 유지 69.23

5일자리만족도(근로시간)<=2 & 단순노무종사자직업이력유무='없음' & 심리재활서비스이용여부='미이용' & 현재하고있는일에대한평소생각(일에만족하고있다)<=3

유지 69.08

6일자리만족도(근로시간)>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부(재활지원상담)='예' & 최종혼인상태='혼인'

미유지 77.61

7일자리만족도(근로시간)<=2 & 단순노무종사자직업이력유무='없음' & 심리재활서비스이용여부='미이용' & 현재하고있는일에대한평소생각(일에만족하고있다)>3

미유지 75.00

8일자리만족도(근로시간)>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부(재활지원상담)='예' & 최종혼인상태='미혼'

미유지 75.00

9일자리만족도(근로시간)>2 & 공단에서제공하는서비스안내받았는지여부(재활지원상담)='아니오‘ & 비정규직임금근로자이력유무='있음'

미유지 68.00

10 일자리만족도(근로시간)<=2 & 단순노무종사자직업이력유무='없음' & 심리재활서비스이용여부='이용' & 요양중사업주가임금지급여부='아니오' 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



참고문헌

김영광, 윤진하, 이완형, 석흥덕, 이준희, 원종욱, 노재훈, 2015, “산재근로자의 원직장 복귀 후

직장유지에 영향을 미치는 요인에 관한 연구,” 제55차 대한직업환경의학회 가을학술대회, pp.

438-439.

V. 결론

본 연구에서는 제 3차 산재보험패널 데이터에 다차원 분석이 용이한 데이터 마이닝 기법 중 하나

인 의사결정나무 알고리즘을 적용하여 원직장 복귀 후 고용유지에 영향을 주는 요인들과 요인들 간의

관계를 분석하였다.

분석결과, 1) 일자리 만족도(근로시간), 2) 단순노무 종사자 직업 이력 유무, 3) 공단에서 제공하는

서비스 안내 받았는지 여부(재활지원상담), 4) 심리재활서비스 이용여부, 5) 최종혼인상태, 6) 비정규직

임금근로자 이력 유무, 7) 현재 하고 있는 일에 대한 평소 생각(일에 만족), 8) 요양 중 사업주가 임금

지급 여부, 9) 일자리 만족도(임금/소득), 10) 기타 국가자격증 유무, 11) 일자리 만족도(개인의 발전가

능성)의 11개 변수들이 원직장 복귀 후 고용유지에 영향을 미치는 중요한 요인들인 것으로 나타났으며,

최종 12개의 고용유지 관련 패턴들이 도출되었다.

도출된 패턴을 살펴보면, 일자리 만족도와 관련하여 근로시간 측면 보다는 임금 및 소득 측면의 만

족도, 그리고 임금 및 소득보다는 개인의 발전가능성 측면의 만족도가 (높을수록) 고용유지 기간에 긍정

적인 영향을 주는 것으로 나타났다.

또한, 요양 중 사업주가 산재근로자에게 임금을 지급하는 경우도 원직장 복귀 후 고용유지 기간을

늘리는데 긍정적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 하지만 공단에서 제공하는 재활지원 상담 서비스에

대한 안내를 받은 경우 신체적인 건강상태가 좋지 않을 가능성이 높으므로, 안내를 받지 않은 경우에

비해 고용유지 기간이 감소할 개연성이 높은 것으로 나타났다.

본 연구는 원직장 복귀 후 고용유지에 영향을 주는 요인들과 요인들 간 관계를 파악하기 위해 다

양한 변수들 중 의미 있는 변수를 선별하고 패턴을 도출하였다는 점과 고용유지를 지속시킬 수 있는 고

용유지 패턴을 도출한 점에서 연구의 의의를 찾을 수 있다. 향후, 도출된 패턴들은 원직장에 복귀한 산

재근로자의 고용을 지속적으로 유지하기 위한 방안 수립에 도움을 줄 것으로 기대된다. 하지만, 투입한

변인들의 영향력을 충분히 검증하기 위해서는 보다 확장된 규모의 데이터를 활용할 필요가 있으나, 분

석에 사용한 산재보험패널 데이터 표본 수의 한계로 인해 분석 데이터의 수가 다소 적은 점은 본 연구

의 한계점으로 인식된다.

본 연구에서는 원직장에 복귀한 산재근로자만을 분석 대상으로 하였으나, 향후 연구에서는 타직장

으로 복귀한 산재근로자를 추가로 분석하여 원직장 복귀자와 타직장 복귀자 간 고용유지 패턴에 차이가

있는지를 비교하고자 한다.


30

김지원, 2015, “산재장애인 원직장 근로환경 특성이 고용유지에 미치는 영향,” 제2회 산재보험패널

학술대회, pp. 57-55.

남정휘, 조성욱, 2012, “중증장애인의 직업유지에 영향을 미치는 요인에 관한 연구,” 재활복지,

16(4), pp. 137-156.

류만희, 김송이, 2009, “산재근로자의 직업복귀 결정요인에 관한 연구,” 한국사회복지행정학, 11(2),

pp. 221-231.

박은주, 2014, “산재근로자의 재해 이후 취업력에 영향을 미치는 요인,” 사회보장연구, 30(2), pp.

191-220.

변용찬, 이정선, 2005, “취업장애인의 직업유지에 영향을 미치는 요인에 관한 연구,” 장애인고용,

15(1), pp. 153-171.

양재성, 오순복, 임성수, 2012, “산재근로자 직업복귀 형태에 영향을 미치는 결정요인 분석:

요양종결 후 장해판정자를 중심으로,” 사회보장연구, 28(3), pp. 153-177.

이승욱, 박혜전, 2007, “산재근로자 직업복귀에 영향을 미치는 요인연구,” 직업재활연구, 17(1), pp.

69-99.

제3차 산재보험패널조사 기초분석보고서, 2016. http://www.kcomwel.or.kr/Research-

institute/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.



변수명 변수값

직업재활서비스 이용 여부 1: 이용, 2: 미이용의료재활서비스 이용 여부 1: 이용, 2: 미이용심리재활서비스 이용 여부 1: 이용, 2: 미이용성별 1: 남자, 2: 여자

연령1: 20대이하, 2: 30대, 3: 40대, 4: 50대, 5: 60대이상

최종학력1: 무학, 2: 초졸, 3: 중졸,4: 고졸, 5: 대졸이상

권역별1:서울, 2:부산, 3:대구/경북, 4:강원, 5:경남/울산, 6:경기, 7:인천, 8:전라, 9:충청

근로기간

1: 1개월 미만,2: 1개월~2개월 미만,3: 2개월~3개월미만,4: 3개월~4개월 미만,5: 4개월~5개월 미만,6: 5개월~6개월 미만,7: 6개월~1년 미만,8: 1년~2년 미만,9: 2년~3년 미만,10: 3년~4년 미만,11: 4년~5년 미만,12: 5년~10년 미만,13: 10년~20년 미만,14: 20년 이상

사고/질병 1: 사고, 2: 질병

요양기간

1: 3개월이하, 2: 3개월초과~6개월이하, 3: 6개월초과~9개월이하, 4: 9개월초과~1년이하, 5: 1년초과~2년이하, 6: 2년초과

장해유무 1: 있다, 2: 없다

장해유형1: 1~3등급, 2: 4~7등급,3: 8~9등급, 4: 10~12등급, 5: 13~14등급, 6: 장애없음

장해등급 숫자값재활서비스 이용 여부 1: 이용, 2: 이용안함

산업재해당시 혼인상태1: 미혼, 2: 기혼(사실혼이포함), 3: 별거, 4: 이혼, 5: 사별

최종혼인상태1: 미혼, 2: 혼인, 3: 별거,4: 이혼, 5: 사별, 6: 기타

최종자격증 보유 여부 1: 있다, 2: 없다

요양 중일 때 사업장에서 하던 일 대신 담당한 사람

1: 직장동료,2: 신규인력(정규직) 고용,3: 대체인력(임시직) 고용, 4: 본인이 직접(통원 치료 병행 등의 방법으로),5: 기타, 8: Refusal,9: Don't Know

<부록� 1> 예측�모델별�초기�독립변수�목록


32

변수명 변수값

치료기간 적정 여부1: 적정하였음,2: 부족하였음

장애인등록 여부 1: 예, 2: 아니오공단에서 제공하는 서비스 안내 받았는지 여부(재활지원상담)

1: 예, 2: 아니오

공단에서 제공하는 서비스 안내 받았는지 여부(심리상담 및 사회적응프로그램)

1: 예, 2: 아니오

공단에서 제공하는 서비스 안내 받았는지 여부(재활스포츠)

1: 예, 2: 아니오

공단에서 제공하는 서비스 안내 받았는지 여부(원직장복귀지원)

1: 예, 2: 아니오

공단에서 제공하는 서비스 안내 받았는지 여부(합병증등예방관리)

1: 예, 2: 아니오

공단이 제공하는 작업능력평가 및 직업복귀소견서 받은 경험 1: 예, 2: 아니오

산재요양종결 직후 업무수행능력0: 완전 상실, 1: 1, 2: 2,3: 3, 4: 4, 5: 5, 6: 6, 7: 7, 8: 8, 9: 9, 10: 10

현재 업무수행능력0: 완전 상실, 1: 1, 2: 2,3: 3, 4: 4, 5: 5, 6: 6, 7: 7, 8: 8, 9: 9, 10: 10

현재 주로 하는 일(직업분류)

1: 관리자, 2: 전문가 및 관련종사자, 3: 사무종사자, 4: 서비스종사자,5: 판매종사자,6: 농림어업 숙련종사자,7: 기능원 및 관련기능 종사자,8: 장치/기계 조작 및 조립종사자,9: 단순노무종사자

현재 수행하는 업무적응정도

1: 매우 적응하였다,2: 적응한 편이다,3: 보통이다,4: 적응하지 못한 편이다, 5: 전혀 적응하지 못하였다

업무에 적응하는데 가장 큰 장애요인

1: 산업 재해로 인한 신체적 장애,2: 산업 재해 후 자신감 결여,3: 기존 개인적 질환 등 건강 문제,4: 생소한 업무,5: 새로운 조직 분위기,6: 본인의 직무 능력 부족, 7: 관리자 및 동료의 관심 및 배려 부족, 8: 기타,9: 장애요인 없이 잘 적응하고 있음

현재 전체 근로자수

1: 5인 미만, 2: 5~9인, 3: 10~29인, 4: 30~99인, 5: 100~299인, 6: 300~999인, 7: 1,000인 이상, 8: Refusal, 9: Don't Know

현재 사업장 근로자수1: 5인미만, 2: 5~9인, 3: 10~29인, 4: 30~99인, 5: 100~299인, 6: 300~999인, 7: 1,000인이상

현재 한달 평균 근무일수 숫자값



변수명 변수값

현재 하루 평균 근무시간 숫자값

교대제 여부 1: 예, 2: 아니오

임금산정방식

1: 연봉계약제, 2: 월급, 3: 주급제/격주제,4: 일당제, 5: 시간급제, 6: 도급제,7: 기본급 없이 능력/실적에 따라 결정됨, 8: 기타

현재 노동조합 유무 1: 예, 2: 아니오 3: 모르겠다

근로기간 산정 여부1: 예, 2: 아니오(※정년제인 경우 아니오 에 해당됨

서면근로계약서 작성 여부 1: 예, 2: 아니오

직장복귀지원사업인지 여부 1: 예, 2: 아니오

복귀후 현재까지 업무수행에서 어려움 느낀 정도1: 전혀 어려움이 없었다,2: 어려움이 없었다, 3: 보통, 4: 약간 어려웠다, 5: 매우 어려웠다

원직장 복귀에 사업주 적극성 정도

1: 매우 적극적이었다,2: 적극적인 편이었다,3: 보통이었다,4: 아닌 편이었다,5: 전혀 아니었다

현재 직장동료와 원만한 관계 유지 정도

1: 매우 그렇다,2: 약간 그렇다,3: 전과 동일하다,4: 조금 악화되었다,5: 매우 악화되었다

현재 직장동료로부터 받은 배려 정도

1: 매우 그렇다,2: 약간 그렇다,3: 전과 동일하다,4: 조금 악화되었다,5: 매우 악화되었다

현재 하고 있는 일의 교육수준 적합 여부1: 전혀 그렇지 않다, 2: 그렇지 않다, 3: 보통이다, 4: 그런 편이다,5: 매우 그렇다

현재 하고 있는 일의 기술수준적합여부1: 전혀 그렇지 않다, 2: 그렇지 않다, 3: 보통이다, 4: 그런 편이다,5: 매우 그렇다

현재 하고 있는 일의 지식/기능의 활용도1: 전혀 그렇지 않다, 2: 그렇지 않다, 3: 보통이다, 4: 그런 편이다,5: 매우 그렇다

현재 하고 있는 일에 대한 평소 생각(일에 만족)1: 매우 그렇다, 2: 그런 편이다, 3: 보통이다, 4: 그렇지 않은 편이다,5: 전혀 그렇지 않다

현재 하고 있는 일에 대한 평소 생각(일을 계속하고 싶다)

1: 매우 그렇다, 2: 그런 편이다, 3: 보통이다, 4: 그렇지 않은 편이다,5: 전혀 그렇지 않다

일자리 만족도(임금/소득)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족

일자리 만족도(취업의 안정성)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족


34

변수명 변수값

일자리 만족도(일의 내용)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족

일자리 만족도(근로환경)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족

일자리 만족도(근로시간)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족

일자리 만족도(개인의 발전가능성)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족

일자리 만족도(의사소통/대인관계)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족

일자리 만족도(인사고과의공정성)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족

일자리 만족도(복리후생) 1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족

일자리 만족도(전반적) 1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족

산재이전에 비해 현재 건강수준1: 많이 좋아졌다, 2: 조금 좋아졌다,3: 거의 같다, 4: 조금 나쁘다,5: 많이 나쁘다

산재이후 통증 느끼는 횟수 1: 전혀 없음, 2: 가끔 한번, 3: 일주일에 몇 차례, 4: 거의 매일, 5: 항상

산재로 인한 통증이 일상 및 삶을 방해하는 정도 1: 전혀 없음, 2: 어느 정도, 3: 상당 기간, 4: 항상

현재 전반적인 건강상태 1: 매우 좋지 않다, 2: 좋지 않은 편이다,3: 좋은 편이다, 4: 매우 좋다

현재 만성적인 질병 유무 1: 예, 2: 아니오

일주일 평균 운동일수 8: Refusal, 9: Don't know

일상생활 수행의 어려움(직업활동) 1: 매우 그렇다, 2: 그렇다, 3: 보통이다, 4: 그렇지 않다, 5: 전혀 그렇지 않다

일상생활 만족도(가족의 수입)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족, 8: Refusal, 9: Don't know

일상생활 만족도(여가생활)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족, 8: Refusal, 9: Don't know

일상생활 만족도(주거환경)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족, 8: Refusal, 9: Don't know

일상생활 만족도(가족관계)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족, 8: Refusal, 9: Don't know

일상생활 만족도(친인척관계)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족, 8: Refusal, 9: Don't know

일상생활 만족도(사회적친분관계)1: 매우 만족, 2: 만족, 3: 보통, 4: 불만족, 5: 매우 불만족, 8: Refusal, 9: Don't know



변수명 변수값

기술사자격증 유무 1: 있음, 2: 없음

기사자격증 유무 1: 있음, 2: 없음

기능장자격증 유무 1: 있음, 2: 없음

산업기사자격증 유무 1: 있음, 2: 없음

기능사자격증 유무 1: 있음, 2: 없음

기타 국가자격증 유무 1: 있음, 2: 없음

민간자격증 유무 1: 있음, 2: 없음

국제자격증 유무 1: 있음, 2: 없음

농업, 임업 및 어업 일자리 이력 유무 1: 있음, 2: 없음

광업 일자리 이력 유무 1: 있음, 2: 없음

제조업 일자리 이력 유무 1: 있음, 2: 없음

전기, 가스, 증기 및 수도사업 일자리 이력 유무 1: 있음, 2: 없음

하수/폐기물 처리, 원료재생 및 환경복원업 일자리 이력 유무 1: 있음, 2: 없음


1-3.�산재근로자의�노동시장이행에�미치는�영향요인과�재활서비스�욕구�변동에�대한�탐색적�연구� 37

1-3

산재근로자의 노동시장이행에 미치는 영향요인과 재활서비스

욕구 변동에 대한 탐색적 연구

배화숙*

요� � 약

본�연구의�목적은�산업재해를�경험한�근로자의�경제활동형태의�변동�상황과�변동의�특성을�설

명하고, 산재근로자의�노동시장�재진입과�관련하여�산재보상서비스를�비롯한�영향�요인이�무엇인지�그리고�산재근로자�대상�재활서비스에�대한�욕구가�시간에�따라�어떻게�변하는지�탐색하는�것이다. 이를�위하여� 2013년에서� 2015년까지의�산재패널� 1∼3차�자료를�활용하여, 요양�종료한� 1668명을�대상으로�분석하였다. 연구결과는�첫째, 한번이라도�원직장�복귀를�경험한�사람은� 36.87%, 재취업�51.50%, 미취업� 36.93%이고, 경제활동형태의�조건부�전이확률은�현재�원직장�복귀자가�다음�기에도�원직장을�유지할�확률은� 88.05%, 재취업자의�재취업�유지�확률� 88.86%, 미취업자가�다음�기에도�미취업자가�될�확률은� 60.02%로�나타났다. 둘째, 경제활동형태�변화에서�원직장�복귀에�유의미한�영향을�미치는�요인은�성별, 연령, 학력, 요양기간, 현재업무수행능력, 산재�전�직장규모, 근무기간, 종사상� 지위� 중� 임시직, 일용직� 그리고� 최종직업훈련� 횟수였다. 재취업� 대비� 미취업을� 선택할�확률에� 유의미한� 영향� 요인은� 성별, 연령, 장애등급, 요양기간, 현재� 업무수행능력, 산재전� 근로기간, 직업재활서비스� 이용� 경험이었다. 셋째, 시간의� 변화에� 따른� 재활서비스� 필요정도에� 유의미한�영향을� 미치는� 요인은� 횡단면� 분석과� 다르게�나타났다. 분석결과를�토대로� 산재근로자의� 노동시장이행을�원활히�하고�재활서비스�공급과�이용에서�효과성을�높이기�위한�논의점을�제시하였다.

I. 서론

연도별 산업재해자 수는 2010년 98,645명을 정점으로 가장 많았다가 점차 감소하는 추세에 있지만

매년 구만 여 건이 넘는 재해 건수가 유지되고 있고 무엇보다 재해로 인한 사망자 수가 매년 2,000명을

넘는다는 것은 여전히 놀라운 수치이다. 2014년 기준 재해율은 전년도에 비해 0.61‰포인트가 감소하여

전체 근로자 만 명당 53명(5.33‰)에 이른다(고용노동부, 2016). 현대 사회에서 비현실적으로 느껴질 정

도로 많은 산재 사망 사고가 일어나고 있다는 것을 볼 때 산업재해는 더욱 예방이 중요하다는 것을 강

조하지 않을 수 없다.

이와 함께 산업재해를 입은 근로자가 요양 기간이 종결된 후 다시 일자리로 돌아와 산재 이전의

삶으로 최대한 회복하게 하는 것 또한 중요한 과업이라고 할 수 있다. 산업재해 근로자의 노동시장이행

에 논의의 초점을 맞추는 것은 바로 이 때문이다. 자신의 본래 일자리로 돌아오는 것, 노동시장 상황과

* 부산가톨릭대학교 사회복지상담학과


38

개인의 업무 수행 능력 등의 조건에 맞추어 적절한 일자리로 옮기는 것, 요양 종결 후 미취업상태로 머

문 후 다시 일자리로 진입하는 것은 산업재해 근로자에게 있어 매우 중요한 과업이며, 산재재해 보상과

관련해서도 가장 중요한 업무라고 할 수 있다.

산업재해 후 요양 종결자를 대상으로 한 산재보험패널조사가 2013년부터 3차에 걸쳐 이루어졌다.

조사 기간 3년은 원직장 복귀, 재취업, 미취업에서 재취업으로 등 노동시장이행을 경험할 수 있는 시간

으로는 길지 않지만 산업재해를 경험한 조사대상자의 3년은 일반근로자에 비해 상대적으로 그 시급성과

변동성이 다르게 나타날 수 있는 시간이라 할 수 있다. 조사 대상자의 경제활동형태 변화를 기술하고

산재보상서비스 등 다른 요인과의 관계를 설명하는 것은 향후 산업재해를 입은 근로자를 대상으로 하는

정책을 개발하고 개선하는데 필요한 근거 자료를 제공할 수 있 을 것이다.

산업재해를 입은 근로자가 이전의 삶을 회복하는데 있어 재활서비스는 산재보상서비스와 함께 중

요한 요소이다. 근로복지공단에서 제공하는 재활서비스는 집중재활치료, 합병증 등 예방관리, 중증·무의

탁 진폐장해인 및 고령 산재 장애인을 위한 케어센터를 운영하는 의료재활서비스, 심리상담, 사회적응

프로그램, 가족화합 프로그램, 재활스포츠 지원 등의 사회심리재활서비스, 그리고 원직장 복귀지원, 직업

훈련, 재취업지원, 창업지원사업 등 직업재활서비스 프로그램으로 구분하여 시행하고 있다. 이들 재활서

비스 프로그램 이용자들의 만족도가 높은 편이고 원직복귀를 희망하는 이들에게 심리재활 프로그램 효

과가 높은 것으로 나타났다. 그리고 직업복귀나 사회복귀가 이루어진 다음에도 사회재활서비스를 희망

하였다(조성재 외, 3, 2015: 101). 산업재해 근로자에게 재활서비스는 일자리로 복귀하거나 그 이후 사

회생활 적응에도 핵심적인 영향 요인이라고 할 수 있다.

재활서비스는 산업재해 근로자의 개별성을 고려하여 효과적으로 개입하는 수단이 되어야 한다. 고

용회복과 유지를 위한 중요한 수단인 직업훈련도 대상자의 숙련정도나 노동시장 환경에 따라 그 효과가

다를 수 있다. 특히 일반 근로자의 직업훈련과는 성격이 다른 산업재해 근로자에 대한 직업훈련 프로그

램은 대내외적으로 적절성을 가져야 할 것이며, 직업훈련만으로 노동시장 이행 효과가 없을 경우 그 보

완방법을 탐색해야 할 것이다(배화숙, 2015: 92). 이를 위한 탐색과정의 한 부분으로서 산재근로자의 재

활서비스 욕구가 유의미한 변화가 있는지 여부를 조사하는 것은 의의가 있다. 그 결과에 따라 재활서비

스 지원의 장기적 계획 혹은 산재근로자의 요양종료 후 시기에 따른 서비스 개발에 필요한 정보를 제공

할 것으로 기대할 수 있기 때문이다.

따라서 산업재해 근로자의 노동시장이행과 재활서비스 욕구 변화에 초점을 맞추어 요양종료 후 일

반근로자와는 그 역동성이 다른 시간을 보낸 산재근로자의 취업, 미취업, 원직복귀, 재취업 등에서 변화

등 노동시장이행의 과정을 기술하는 것은, 산재근로자의 경제활동 변동 속에서 그들에게 지속적으로 필

요한 지원과 서비스를 파악하는데 도움이 될 것이다. 그리고 경제활동 상태에 영향을 줄 수 있는 요인

인 산재보상 서비스의 내용과 운영방법의 개선 방향을 탐색하는데 필요한 정보를 제공한다는 것도 연구

의의라고 할 수 있다. 그리고 산업재해근로자를 위한 재활서비스 이용 현황을 살펴보고 재활서비스에

대한 필요 정도가 시간에 따라 어떻게 변하는지 살펴보는 것은 제공되고 있는 재활서비스가 산업재해

근로자가 원하는 서비스와 일치하는지를 간접적으로나마 살펴볼 수 있게 한다. 아울러 재활서비스를 보

다 효과적으로 전달할 수 있는 방법을 찾는 과정에서 필요한 정보를 제공할 수 있을 것이다.

이를 위한 본 연구의 목적은 첫째, 산업재해를 경험한 조사 대상자의 원직복귀, 재취업, 미취업 등

경제활동형태의 3년간 변동 상황을 기술하고 변동의 특성을 설명하고자 한다. 둘째, 산재근로자의 회복

의 핵심이라고 할 수 있는 노동시장 재진입과 관련하여 산재보상서비스를 비롯한 어떤 요인이 영향을

미치는가 알아보고자 한다. 셋째, 직업복귀 뿐 아니라 사회복귀에도 영향을 주는 산재근로자 대상 재활

서비스에 대한 욕구가 시간에 따라 어떻게 변하는지 살펴보고 결과를 통해 산재근로자를 위한 정책 개

선 방안을 모색하는 것이다. 이상의 연구목적을 달성하기 위해 수행한 연구 내용은 다음과 같다.



II. 선행연구�검토

1.� 산업재해근로자의�직장복귀와�노동시장이행

산업재해나 직업병에 과한 사회보험제도는 다른 사회보장분야와 달리 근로자가 아니라 고용주를

피보험자로 한다. 이 제도들은 본래 고용주의 책임을 보장하던 보험에서 기인한 경우가 많기 때문이다

(피에터스, 2015: 80). 그런 의미에서 산업재해 근로자에 대한 대응으로 산재보상서비스만 존재한다면

근로자 보단 고용주의 위험 보장에 멈추게 되는 것이므로, 제도가 최종적으로 근로자에게 필요한 보상

이 되기 위해서는 반드시 실질적 성과를 가져올 수 있는 재활서비스나 일자리 복귀를 위한 지원이 같이

이루어져야 한다.

직업유지는 산재장애인 개인의 자존감 유지 및 가족 부양을 위해 필수적인 것이며, 산재장애인 스

스로가 직업재활을 통해 자립할 수 있게 된다면 장기적으로 사회의 부담도 줄일 수 있을 것이다(최윤영,

2009: 122). 직업재활단계에서는 산재로 인한 결과들이 직업생활 재참여에 장애가 되지 않도록, 가능한

지원과 조치를 강구하면서 필요시에는 직업교육을 실시한다. 구체적인 직업재활서비스 사업들은 직업재

활준비과정, 사업장내의 직업적응, 원직장 복귀 및 타 직장복귀에 따른 지원, 직업훈련 및 재교육 그리

고 직업재활 후의 사후조치 등을 주 내용으로 포함하고 있다(최윤영, 2009: 124).

산업재해근로자에 대한 서비스 관련 연구들은 산업재해근로자의 직장복귀 요인, 일자리 복귀 형태

를 결정하는 요인, 일자리 이동에 대한 연구들이 있다. 먼저요양 후 장해 판정자를 대상으로 직업복귀

형태에 영향을 주는 결정 요인을 분석한 양재성·오순복·임성수(2012)의 연구에서는 연령이 높을수록, 요

양기간이 길수록 원직복귀 확률이 낮게 나타났고, 직업복귀에서는 지역별로도 복귀 형태에서 차이가 나

타났다. 사례관리의 대상자인 경우 원직복귀보다는 자영업이나 재취업 형태에 복귀 확률이 높게 나타났

다. 노동시장 재진입에 산재 전 직장규모가 유의미한 요인임을 분석한 연구(박수경, 2012)를 보면, 근로

자가 산업재해 당시 근무하고 있던 산업분야는 제조업, 건설업이 가장 높은 비중을 차지하고 있었고, 직

종은 기능직과 단순노무종사자의 비중이 높았다. 전체 근로자 수 30인 미만 사업장이 산재가 일어난 전

체 사업장의 약 2/3를 차지하고 있었는데 비해 원직장 복귀는 50인 이상 업체에 근무했던 자가 원직장

으로 더 많이 복귀했다고 설명한다.

이와 비슷한 결과를 보여준 근로자의 직장복귀 예측 요인 연구에서도(정원미·박정일·구정완·노영만,

2003) 여성, 고령자, 짧은 근무기간, 작은 사업장 규모가 유의한 예측요인으로 나타났다. 일자리로 재진

입하였다가 고용이 중단된 이들을 조사한 박은주의 연구(2014)는 산재근로자의 재해 이후 취업력에 미

치는 영향 요인을 분석한 결과, 원직장으로 복귀하였다가 고용이 중단된 경우에는 재해 당시 종사상 지

위, 근속기간, 재해전후 월평균 소득 변화가 영향을 주었다. 타직으로 복귀했다가 고용이 중단된 경우에

는 재해당시 종사상 지위, 재해 전후 월평균 소득 변화가 영향을 미친 것으로 나타났다.

이상의 연구 결과를 보면 원직장 복귀, 재취업 등 일자리 복귀를 원활하게 하도록 지원하기 위해서

는 근로자가 산업재해 이전에 처한 환경 예를 들어 산재 당시 직장 규모나 직종 등 근로자의 재해 당시

고용 특성에 따른 특수성을 고려하여 근로자에 따라 차별화된 전략이 필요한 것임을 알 수 있다.

원직장 복귀와 달리 재취업 하는 경우와 미취업을 거쳐 다시 일자리로 진입할 때 가능한 괜찮은

일자리로 옮겨가는 과정에서 정부의 정책적 의지가 중요할 수 있다. 석상훈의 연구(2008)에서 저임금

근로와 실업에 대한 정부의 정책이 고용불안정을 가져오는 저임금 일자리 선택에 있어 중요한 영향을


40

미칠 수 있으며, 특히 초기의 저임금 근로와 실업 경험을 막는 것이 중요한 정책적 목적이 되어야 한다

고 주장한다. 초기의 저임금 근로나 실업의 경험은 오랜 기간 동안 개인의 경력과 노동시장 참여에 부

정적인 영향을 미칠 것이기 때문에 이러한 낙인효과를 최소화하기 위한 정책적 노력이 필요하다는 것이

다. 이를 산업재해근로자의 일자리 복귀에 적용한다면 일반 근로자보다 취약성이 부가된 점을 고려하면

서 이들이 요양종류 후 실업을 최대한 막아야 하며, 일자리로 재진입 할 때 ‘취업’에만 의미를 부여할

것이 아니라 저임금 일자리가 아닌 괜찮은 일자리 진입에 필요한 정책적 지원이 향후 고용 불안정성을

최소화하는 대책이라 할 수 있다.

노동시장의 여러 이행을 사회적 위험으로 보면 그 이행을 줄이는 가장 핵심적인 방법은 개인의 노

동시장에서의 경쟁력, 소득 확보 능력, 즉 취업 능력을 높여주는 것이다. 그래서 새로운 지식과 기능·기

술을 충전해 주는 교육 훈련이 이행노동시장 관점에서는 더욱 중요해진다(정병석, 2010: 176). 교육 훈

련이 생애 전 기간에 걸쳐 이루어져야 한다는 중요성을 뒤로 하더라도 중요한 전환기를 경험하게 되는

산업재해근로자에게 더없이 중요한 것이 교육 훈련 지원일 것이다. 효과적인 직업훈련과 관련하여 이상

진(2012)은 직업복귀를 위한 객관적 체계적 직업훈련 체계 마련, 직업평가, 구직욕구, 직업력 등을 고려

하여 직업훈련 직종 선택을 체계화하고 수요자 선택권을 강화하며 중소기업 맞춤형 직업훈련 등 맞춤형

훈련 제공으로 취업률, 만족도를 향상시켜야 한다고 제안하였다.

그런데 산업재해로 장애인이 된 구직자를 대상으로 조사한 도성화의 연구(2014) 결과는 우리 사회

의 직업훈련 프로그램의 성과에 대해 검토가 필요함을 전한다. 산재장애인이 일자리를 구하기 위해 필

요한 것이 무엇인가에 대한 질문에 일할 수 있는 일자리에 대한 정보(31.6%), 다양한 직종의 일자리 확

보(24.1%), 장애를 갖고도 일할 수 있는 물리적 환경 개선(15.6%)으로 나타났다. 이들에게 직업훈련의

필요성을 묻는 질문에 53.8%가 필요 없다고 응답하였는데 그 이유로는 직업훈련의 필요성을 못 느껴서

가 29.8%로 가장 응답이 많았고 훈련이 취업에 도움이 되지 않을 것 같아서 21.9%, 당장에 일자리가

급해서가 25.4%가 응답하였다. 노동시장으로 재 진입하는데 핵심적인 것이라 할 수 있는 직업훈련에

의외로 근로자의 신뢰가 높지 않다는 것을 알 수 있는데 이는 직업훈련이 실질적 실효성을 기대하지 않

는 것이라 추측할 수 있다.

성재민(2011)은 저소득을 지속적으로 경험할 가능성이 높은 사람들을 식별해 지원할 수 있는 대책

이 절실한데 이는 직업 이력을 관리하는 일선 취업지원 관련 공공 인프라를 통해서만 가능할 것이라 주

장하였다. 이들을 위한 대책 중 직업 훈련은 비교적 효과가 있는 것으로 추정되는데 다만 실업, 비경제

활동을 거쳐 비저소득으로 이행하는 경우에서만 그랬는데 이유를 추론하면, 재직상태에 비해 일반적인

숙련을 증진시키는 긴 기간의 훈련에 대한 접근성이 높을 수 있을 것이라 추측 가능하다(성재민, 2011:

186). 노동시장 이동에서 직업훈련이 효과를 낼 수 있는 절대적인 시간을 적용할 수 있는 근로자에게는

직업훈련이 의미가 있다는 것을 산재근로자에게 적용한다면, 요양종류 후 일자리 재진입 전 충분한 교

육 훈련의 환경을 확보하고 취업에 실질적 도움을 줄 수 있는 교육 내용으로 전환하는 것이 교육 훈련

의 효과를 보장하게 할 것이다.

2.� 산업재해근로자�대상�재활서비스

2000년 산업재해보상보험법 개정을 통해 제1조 제 1항 목적에 ‘재활’이라는 개념을 도입하였고,

2008년 7월부터 직업재활 급여를 도입하였다. 직업훈련, 직장 복귀 지원, 직장적응훈련, 재활운동지원

등의 급여로 산재근로자들의 직업 및 사회복귀 촉진에 기여하고 있는데, 2008년 10월부터 산재 근로자



1:1 사례 관리 제공을 목표로 맞춤 서비스 도입하였으나 원활한 공급이 어려워 2011년 맞춤형 통합서

비스 운영체계를 갖추었다(조성재 외, 2015). 맞춤형 통합서비스는 산재근로자의 직업복귀 및 사회복지

촉진을 위하여 요양초기단계부터 개인별 특성에 맞는 요양재활보상서비스를 적기에 체계적으로 제공하

는 통합서비스를 말한다(근로복지공단, 2016). 재활서비스는 의료재활, 직업재활, 사회재활로 구분하여

이루어지고 있는데 그 중 사회재활은 산재 장애인의 사회공동체 생활 및 참여에 있어서 가능한 한 어려

움 없이 자신의 삶을 영위할 수 있도록 지원하고 후원하는데 주목적이 있다. 그리고 건강관리, 자립생

활, 직업준비 프로그램 등을 통하여 직업복귀 및 사회참여를 지원한다.

산업재해근로자를 대상으로 하는 재활서비스 관련 연구는 산업재해보상보험제도의 변화와 함께 다

양하게 이루어져 왔다. 먼저 조성재 외(2015)에 따르면 산재로 인해 발생한 질병과 상해의 결과 손상된

기능회복에 필요한 재활치료, 장애에 대한 심리 사회적 적응과 장애 수용 촉진, 직업훈련과 취업 알선을

통한 직업복귀 활성화, 한 사람의 시민으로서 다양한 역할을 수행하기 위해 필요로 하는 사회복귀 지원

서비스 등과 같이 산재 재활서비는 의료적, 사회심리적, 직업적 측면을 아우르는 포괄적이고 통합적인

접근을 필요로 한다(조성재, 2015: 86).

그런데 재활서비스 관련 변수와 심리학적 요인이 성공적인 직업복귀에 영향을 미치는가를 연구한

(이윤진·이다미, 2015) 결과를 보면, 산재보험에서 다양하게 재활서비스를 실시하고 있음에도 불구하고

산재근로자들의 재활서비스 이용률은 상대적으로 저조하게 나타난다. 제1차 산재패널 조사 결과, 직업

복귀자 중 직업과 관련된 내용을 상담 받은 비율은 전체 대상자의 25.6%에 머물렀고, 작업능력 평가

및 직업복귀 소견서를 받은 비율은 8.8%, 요양종류 이후 교육 및 직업훈련 받은 비율은 1.5%에 불과하

였다. 한편 동일하게 산재패널 1차 자료를 이용하여 원직장으로 복귀한 이들을 대상으로 재활사업 정보

격차가 직무와 일상생활에 미치는 영향을 논의한 연구(심현진·이현실, 2016: 151)에서 재활 프로그램

정보격차가 낮아질수록 원직장에 복귀한 사람의 직무만족과 일상만족에 정적인 영향을 미치는 것으로

나타났다.

재활서비스 중 핵심이라고 할 수 있는 직업훈련에 대한 연구들은 산재근로자의 직업훈련의 효과를

결정하는 요인, 직업훈련 프로그램 운영의 관점, 직업재활 방향 등에 대한 것이 있다. 직업훈련은 산재

로 인해 손실된 노동 생산력을 회복함과 동시에 개인적인 직업경험을 되살려 줌으로써 직업복귀에 대한

욕구를 강화시키고 사회적응자신감을 고취시킨다(이승욱·박혜진, 2007). 박석돈은 독일 사례에 비추어

우리나라 산재장애인 직업재활 방향을 제시하는 연구에서 산재 이전의 취업 경험으로 인해 특정 전문

지식과 기술, 직업인으로서 소양 등을 갖추고 있어 심리적인 갈등을 해소하고 연령, 경제력, 신체장해

정도 등의 개인별 특성에 부합되는 적절한 직업 재활서비스를 제공한다면 직업 복귀의 가능성이 크다고

(박석돈, 2011: 5-6) 설명하였다.

산재근로자의 직업재활을 위한 지원에서 관점의 변화를 논의한 MacEachen 등의 연구(2012)는 무

능력(disability) 관리 패러다임에서 능력(ability)과 일자리 재진입으로 초점을 옮기는 것은 정책과 프로

그램과 수행을 포함하는 환경적 고려가 요구된다는 것을 강조한다. 개별적 근로자 특성을 개선시키는데

초점을 맞추는 것만큼 근로자 능력이 규정될 수 있는 환경에 초점을 맞추는 것이 중요하다고

(MacEachen, Kosny, Ferrier and Lippel, 2012: 15) 하였다. 산재근로자는 일시적인 혹은 잠재적인 무

능력 상태라는 회색지대에 있다고 보고 근로자가 업무 수행 능력이 있는가 없는가에 초점을 맞추는 것

이 아니라 일자리 재진입에 초점을 두는 것이 직업재활에서 더 효과적인 관점이라고 볼 수 있다.

워싱턴 주의 직업훈련 시스템에 대한 산재 근로자의 의견을 기술한 연구(Sears, Wickizer and

Schulman, 2014)에서 직업훈련 시스템을 개선하기 위해 필요한 것으로 더 많은 훈련을 선택할 수 있도


42

록 하는 것, 재훈련에 더 많은 근로자가 참여하도록 하고 근로자의 경험과 능력과 관련하여 부합한 재

훈련 목표를 세우는 것, 그리고 관련자들이 근로자들의 관심, 목표와 한계와 관련하여 근로자를 존중하

고 이해하는 것 등을 제시하였다. 캐나다 직업 재훈련 시스템을 경험한 공급자와 근로자를 대상으로 심

층면접을 수행한 연구(MacEachen, Kosny, Ferrier and Lippel, 2013: 2174)에서 근로자 보상 프로그램

을 통해 산재 근로자에게 전문적인 선택-결정 안내를 제공함에도 근로자는 그들의 미래 고용에 관한

의미 있는 선택을 발휘할 능력이 부족하고 근로자가 취업하길 원하지만 의미 있는 선택을 할 수 있는

프로그램의 범위가 제한되어 있는 것이 문제라고 설명하며, 이는 서비스 공급자의 행정적이고 재정적

필요에 기울어져 있는 의사–결정 지원과 재훈련의 초점과 속도에 대한 규정을 통한 구조적 제한 때문

이라고 지적하였다.

산재근로자를 위한 재활서비스의 직업복귀, 생활만족도 등과의 관계를 논의한 연구는 최근에 다양

하게 이루어져왔다. 김선미·김은하(2015)의 연구에서 산재 근로자 삶의 질에 대하여 요양기간, 장해등급,

재활서비스 필요성 정도를 산재 요인으로 묶어 그 영향을 분석한 결과 유의미한 영향을 주는 것으로 나

타났다. 특히 재활서비스 필요정도와 삶의 질 간에는 부적 상관관계를 보여 재활서비스 필요성 정도가

높을수록 삶의 질이 낮았고, 신체적 건강상태가 좋지 않을수록 재활서비스 필요성을 더 많이 느끼고 있

는 것으로 나타났다(김선미·김은하, 2015: 401). 재활서비스가 더 필요하다는 것은 신체적 건강상태를

반영할 뿐 아니라 재활서비스를 통해 필요가 충족된다면 산재근로자의 삶의 질 향상에도 영향을 줄 수

있음을 유추할 수 있다.

이윤진·이다미(2015)의 연구에서 재활서비스 이용 욕구는 자기효능감에 부적으로 유의한 영향을 미

치는 것으로 나타났는데 재활서비스 이용 욕구가 궁극적으로 산재근로자의 정신건강 상태 내지 심리적

상태를 향상시키지 못하고 있음을 보여준다. 사회심리재활 프로그램이 개개인의 욕구에 적합한 서비스

가 제공되지 못하고 있다는 것과 이들의 현실적인 필요 욕구를 충족하지 못하고 있음을 방증한다(이윤

진·이다미, 2015: 19-21). 그리고 재활서비스 이용 욕구가 성공적인 직업복귀에 부적으로 유의한 영향

을 미치는 것으로 나타났는데 이에 대해 연구자들은 필요성에 대한 인식이 크다고 하더라도 프로그램의

실제 이용에 있어서 소극적이거나 이용했더라도 직장에서의 삶의 질에는 긍정적인 영향을 미치지 못한

것으로 해석하였다.

한편 재활서비스 경험이 직장복귀에 미치는 효과를 연구한 결과에 따르면 직업재활서비스와 의료

재활서비스가 직업 및 원직장 복귀에 유의한 영향을 주지 않는 것으로 나타났고, 사회심리재활서비스는

직장복귀, 원직장복귀와 부적인 관계를 갖고 있어 현재 심리재활비스가 직장복귀에 크게 효과적이지 않

았다(신혜리·김명일, 2015: 122-124). 산업재해 근로자를 대상으로 하는 재활서비스 프로그램이 직장복

귀에 반드시 정적인 영향을 주는 것은 아니라는 것이다. 이것은 관련 기관에서 직업복귀 프로그램을 운

영하고 있다는 것으로 직업재활에 적절한 기능을 할 것이라는 전제를 수정하게 하고 실효성 있는 프로

그램 개발과 운영의 필요성을 보여준다(배화숙, 2015)

이상의 선행 연구들은 산업재해근로자의 직업 복귀와 관련한 요인들을 발견하고 근로자들에게 제

공하고 있는 직업훈련과 재활서비스가 일자리 진입과 삶의 질에 어떤 영향을 미치는 가를 보여주면서

효과 있는 산재 보상이 되기 위해 필요한 것이 무엇인지 제언하였다. 이에 본 연구는 선행 연구에서 주

로 횡단적 분석을 통해 발견된 요인들이 일자리 재진입과 이동, 요양 종류 후 시간 경과에 따른 재활서

비스 욕구 등 산업재해 근로자의 노동시장이행과 재활서비스 변화에도 영향을 미치는가를 파악하고자

한다. 이를 통해 기존의 연구 성과에 덧붙여 직업복귀와 재활서비스를 공급하는데 있어 보다 장기적 관

점에서 근로자에게 더 적합한 방법을 찾는데 필요한 자료를 수집하고자 한다.



III. 연구방법

1.� 연구�모형

본 연구는 산업재해를 입은 근로자의 경제활동형태 변동 상황을 기술하고 이들의 노동시장 이동과

관련하여 영향을 미치는 요인을 파악하고 더불어 재활서비스 욕구의 변화를 탐색하고자 하며, 이를 위

한 연구모형은 <그림 1>과 같다.

<그림� 1> 연구�모형

2.� 자료수집과�분석

산재보험패널 1차년도(2014년)부터 3차년도(2016년)까지 병합한 패널자료를 분석자료로 활용하였

다. 본 연구는 산재근로자의 노동시장이행과 재활서비스 욕구의 변화에 초점을 맞추고 있기에, 2013년

에 요양을 종료하고 조사에 참여한 1차 조사대상자 2,000명 중 2차년도와 3차년도 중 한 번이라도 조

사에 불참한 대상자를 제외하여 총 1,668명을1) 대상으로 한 자료를 사용하였다. 3개년도 자료를 연결

한 5,004개 관측치(balanced pane data)가 분석 대상이 된다.

설명변수는 <그림 1>의 연구 모형과 같이 종속변수 각각에 따라 다르게 적용된다. 설명 변수는 선

행연구를 토대로 근로자의 개인 요인으로 성별, 연령, 학력, 장애등급, 요양기간, 직무수행 능력을 설정

하였고, 산재 전 직장 요인, 재활서비스 이용경험으로 선정하였다. 종속변수로서 경제활동상태는 원자료

에서 6개로 구분한 것을 4개로 재분류하였다. 자영업자와 무급가족종사자의 절대적 수가 적어 비임금근

로자라는 공통점으로 묶었다. 산재근로자는 산업재해로 인해 비경제활동상태가 되었다는 특성을 고려하

여 실업과 비경제활동상태를 미취업이라는 공통점으로 묶어 분류하였다. 2) 주관적인 재활서비스 이용

1) 본 연구가 산재근로자의 노동시장 이행에 초점을 맞추는 만큼 상대적으로 근로능력이 미약하다고 보는 높은 연령대 근로자를 제외할 것인가 결정하기 위해 65세 이상의 경제활동변동을 분석한 결과, 이들이 비경제활동으로 이동하기도 하나 많은 비중이 재취업 하거나 구직활동을 하고 있는 것으로 나타나 모두 포함시켜 사용하기로 하였다.

2) 비경제활동인구는 경제활동 의사가 없고 조사 직전 1주일 동안 구직활동을 하지 않은 인구를 가리키는 것이므로 일반적으로 실업과 구분된다. 그러나 산재패널에서 비경제활동인구는 다르게 접근하는 것이 필요하다. 일반적으로 경제활동을 전혀 하지 않은 상태였거나 실업상태에서 비경제활동인구가 되는 것이 아니라 산업재해를 입기 전까지는 취업한 근로자였다는 것과 산업재해로 인해 비경제활동 상태로 이동한 것이기 때문이다. 또한 이들을 실업과 구분한 기준은 조사 직전 구직활동 여부이기 때문에 조사에서는 구직활동 어려움, 희망 일자리 등을 질문하고 있는 것을 보아도 산재근로자의 비경제활동 상태는 잠재적 실업으로 보는 것이 타당할 수 있다.


44

욕구를 질문한 재활서비스 필요정도는 10개의 측정 변수가 사용되었고 문항 신뢰도 Chronbach’s α는

.917이었다. 재활서비스 필요정도를 쉽게 인지하기 위해 점수가 높을수록 재활서비스 이용 욕구가 크다

는 의미로 재코딩하여 사용하였다. 변수의 정의 및 측정방법은 <표 1>과 같다.

본 연구의 주된 자료 분석 방법은 조사대상자의 일반적 현황과 경제활동상태, 재활서비스 욕구 등

을 파악하기 위한 기술분석과 설명변수의 값에 따라 재활서비스 욕구의 변화에 대한 영향 여부를 회귀

분석 하였다. 그리고 시간에 따른 재활서비스 욕구 변화 등을 살펴보기 위한 패널자료화를 위해 개인

식별 기호를 기준변수(panel variable)로 조사 차수를 시간변수로 지정하였고, 패널분석에서 고정효과 모

형, 패널다항로짓분석을 이용하였다. 분석을 위해 SPSS 23.0과 STATA/IC 12.0 통계 프로그램을 활용

하였다.

변수 측정

설

명

변

수

산재

근로자

개인

요인

성별 (더미) ∙ 남성=1, 여성=0

연령 ∙ 2013-생년/2014-생년/2015-생년

학력 ∙ 최종학력(A004001)을 교육연수로 변환

장애등급 ∙ 장애등급 (grade)

요양기간 ∙ 요양기간 (con)

직무수행능력 ∙ 현재 업무 수행 능력 0(완전상실)~10

산재

전 직장

기업규모 ∙ 전체 근로자 수 (C00204)

근로기간 ∙ (workperiod)

종사상 지위(더미) ∙ 상용직=1, 나머지 =0/임시직, 일용직 (C001007)

재활

서비스

재활서비스이용(더미) ∙ 재활서비스 이용=1, 이용안함=0

직업재활서비스이용(더미) ∙ 직업재활서비스 이용=1, 이용안함=0

사회심리재활서비스이용(더미) ∙ 사회심리재활서비스 이용=1, 이용안함=0

직업훈련 횟수 ∙ 최종 교육훈련 경험 횟수(Bb03003002)

지역사회연계서비스(더미) ∙ 1~3년차 중 한번이라도 이용=1, 이용안함=0

종속변수 1 경제활동상태

∙ 원직장 복귀 /재취업

∙ 자영업+무급가족종사자

∙ 미취업(실업+비경제활동)

종속변수 2 재활서비스 필요정도

∙ 재활서비스 종류별 값 합산

∙ 매우 필요=4, 필요=3, 별로 필요 없음=3,

전혀 필요 없음=1

<표� 1> 변수의�정의�및� 측정



구분 N % 구분 N %

성별 남 1389 83.3 산재유형

사고 1529 91.7여 279 16.7 질병 139 8.3

연령(1차)

20대 이하 98 5.9

장해유형

1~3등급 24 1.430대 241 14.4

4~7등급 70 4.240대 416 24.98~9등급 134 8.050대 603 36.210~12등급 685 41.160대 이상 310 18.613~14등급 462 27.7

최종학력

무학 68 4.1초졸 276 16.5 장해 없음 293 17.6중졸 318 19.1 3개월 이하 262 15.7

요양기간

고졸 745 44.7 3개월 초과~6개월 이하 697 41.8대졸이상 261 15.6

6개월 초과~9개월이하 396 23.7

근로기간

1개월 미만 528 31.79개월 초과~1년 이하 140 8.41개월 이상~1년 미만 553 33.11년 이상~2년 이하 130 7.81년 이상~2년 미만 142 8.52년 초과 43 2.62년 이상~5년 미만 182 10.9

5년 이상~10년 미만 130 7.8합계 1668 76.810년 이상~ 133 8.0

<표� 2> 조사대상자�인구사회학적�상황(단위: %)

IV. 분석결과

1.� 인구사회학적�특성

산재패널 조사 1∼3차에 모두 참여한 패널 개체는 1,668명의 인구사회학적 특성은 <표 2>와 같다.

산재근로자는 남성이 83.3%이고, 50대가 36.2%, 40대 24.9%, 60대 이상이 18.6% 순으로 비중을 차지

하고 있었다. 최종학력은 고졸이 44.7%, 중졸 19.1% 이었고, 산재 전 근로기간은 1개월 이상 1년 미만

이 33.1%로 가장 높은 비중으로 1개원 미만인 근로자도 31.7%로 높은 비중을 차지하고 있다. 산업재

해 유형은 사고가 91.7%, 요양기간은 3개월 초과∼6개월 이하가 41.8%, 6개월 초과∼9개월 이하가

23.7%, 2년 초과도 2.6%에 이른다. 장해유형은 10∼12등급 41.1%, 13∼14등급이 27.7%였고 장해 없

음도 17.6%였다.

2.� 산재근로자의�노동시장�이행

산재근로자들의 일자리 재진입은 산업재해보상 체계에서 매우 중요하게 다루어야 할 목표이다. 산

재 이전의 삶으로 회복하는 정도의 바로미터의 하나이기 때문이다. 앞서 언급하였듯이 산재근로자에게

있어 3년은 산재보상서비스를 이용하고 난 뒤 취업 혹은 미취업, 취업이라고 해도 원직장 복귀 혹은 다

른 직장으로 재취업인가 등 일반 근로자들에 비해 노동시장 이동의 역동이 큰 기간이다.

요양종료 후 첫 경제활동 형태를 보여주는 1차 조사(2013년) 자료를 보면 원직장 복귀 35.4%, 재

취업 31.4%, 미취업 29.4%이었다. 2015년 시점으로 경제활동 형태를 보면 미취업자는 19.4%로 감소하

나, 원직장 복귀 비중도 29.4%로 6.0%포인트 감소한 것을 알 수 있다. 그리고 2015년에 재취업은

45.0%로 경제활동 형태 중 가장 높은 비중을 차지한다.(<부표 1>). <표 3>은 조사 전체 기간 중 조사


46

대상자의 경제활동형태를 보여주고 아울러 3년 기간 동안 몇 번 이동경험을 가졌는가를 보여준다. 경제

활동 각 형태로 이동한 것을 포함하여 기존의 미취업자에게 지난 1주일 동안 무엇을 하였는가의 질문에

일하였다, 일시 휴직이라고 응답한 사람들을 경제활동이 변한 것으로 반영하여 코딩한 자료를 활용하여

변동 횟수를 정리하였다. 3년 동안 1회 변동한 이가 조사 대상 전체 근로자의 31.4%이고 2회 변동도

13.5%에 이른다.

1668명 대상으로 3년에 걸친 조사에서 전체 관측 수에서 재취업이라고 응답한 수가 39.77%로 가

장 많았고 원직장 복귀라고 응답한 수는 32.19%였다. 미취업에 응답한 수도 22.82%에 이른다. 세 차례

의 조사 중 한 번이라도 원직장 복귀를 경험한 사람은 1668명 중 615명, 36.87%이고 한번이라도 재취

업에 응답한 사람은 859명, 51.50%였다. 미취업을 한 번 이상 경험한 이도 616명 36.93%에 이른다.

일자리 유형에서 상대빈도는(Within)는 조사 기간 중 한 번이라도 해당 항목에 응답한 관측 수의 비중

을 보여준다(민인식·최필선, 2013: 57). 원직장 복귀에 응답한 관측 수의 비중은 전체 관측 수의

87.32%, 재취업은 77.22%, 자영업·무급가종종사자는 69.6%, 미취업 응답한 수의 비중은 전체 관측 수

의 75.3%에 이른다. 해당 응답에 한 번이라도 속한 이들을 대상으로 이들이 평균적으로 전체 조사 기

간의 어느 정도를 해당 일자리 유형에 있었는지를 말해준다. 전체 조사 기간 중 재취업으로 머물러 있

는 평균 기간이 약 77%이고, 미취업자는 전체 조사 기간 중 평균 약 75% 기간을 미취업에 머물렀다는

의미이다. 3년 중 평균 27개월이 미취업상태였다고 할 수 있다.

구분 (N=1668)Overall Between Within

freq. % freq. % freq.

원 직 장 복 귀재 취 업자영업, 가족종사자미 취 업

16111990261

1142

32.1939.775.22

22.82

615859125616

36.8751.507.49

36.93

87.3277.2269.6061.80

합계 5004 100.0 2215 132.79 75.30

구분 N %

일자리 변동 횟수(2013년~2015년)

변 동 없 음1 회 변 동2 회 변 동

802457197

55.131.413.5

합계 1456 100.0

<표� 3> 조사기간�전체�경제활동�형태와� 3년간�변동�횟수

(단위: %)

시간의 변화에 따른 경제활동형태 변동의 성격을 보다 세부적으로 보여주기 위해 분석한 결과는 <표

4> <표 5>와 같다. 먼저 조사 1차년도에서 3차년도 간 고용형태 변화를 보여주는 <표 4>는 각 년도 이

행 확률을 두 줄로 표시하였는데, 각 셀의 첫 번째 줄은 1차년도(2013년) 고용형태가 3차년도(2015년)

에 어떻게 변했는지 보여주며, 두 번째 줄은 3차년도 해당 고용형태에 있는 사람들이 1차년도 당시 어

떤 고용형태로부터 왔는가를 보여준다.



구분

3차년도(2015년)

원직장 복귀

재취업자영업,

가족종사자미취업 합계

1차년도(2013년)

원직장 복귀80.2 12.9 2.0 4.9 100.0

96.7 10.1 11.7 9.0 35.4

재취업.6 86.8 3.2 9.4 100.0

.6 60.6 16.5 15.1 31.4

자영업, 가족종사자0 19.4 79.0 1.6 100.0

0 1.6 47.6 .3 3.7

미취업2.6 42.4 5.1 49.9 100.0

2.7 27.7 24.3 75.6 29.4

합계29.4 45.0 6.2 19.4 100.0

100.0 100.0 100.0 100.0 100.0

* 2차년도 고용형태와 관계없이 1차→3차 이동을 분석한 것임

<표� 4> 1차와� 3차�간� 경제활동형태�변화� �(단위: %)

요양 종료 후 원직장으로 복귀한 이들은 2년이 지난 후 원직장에서 취업을 유지하고 있는 비율이

80.2%, 다른 직장으로 옮겨 일하는 재취업이 12.9%가 되었고 미취업자 된 비중도 4.9%가 되었다. 재

취업자 역시 재취업 형태로 유지하고 있는 비중이 79.0%인데 미취업으로 9.4%가 이동한 것을 알 수

있다. 1차년도 미취업자는 3차년도에 그대로 미취업자인 비중이 절반에 이른다. 미취업자 중 재취업 비

중이 42.4%인 것도 유의할 부분이다. 3차년도에 원직장 복귀 형태인 근로자는 1차년도에 원직장 복귀

된 이가 96.7%이다. 다른 경제활동 형태에서 다시 원직장 복귀로 이동하는 비중은 매우 낮다는 의미이

다. 미취업에서는 3차 년도의 미취업자의 75.6%가 1차년도의 미취업자였다는 것을 보여주는데 이것 역

시 1차년도의 일자리 진입형태가 이후 경제활동 형태를 결정하는데 큰 영향이 있음을 추론할 수 있다.

<표 5>는 경제활동형태의 조건부 전이확률(conditional transition probability) 이다. 조건부 전이확

률은 조사 전체 과정에서 조사대상자의 어떤 특징이 시간에 따라 어떻게 변했는지를 보여주는데, 현재

상태가 다음 기의 어떤 상태가 될 확률을 의미한다.3) 현재 원직장 복귀자가 다음 기에도 원직장 유지할

확률은 88.05%(987/1121), 재취업자가 재취업을 유지할 확률은 88.86% 이다. 원직장 복귀자도 미취업

자가 될 확률이 4.10%, 재취업자도 미취업자가 될 확률이 8.96%임을 알 수 있다. 미취업자가 다음 기

에도 미취업자가 될 확률은 60.02%에 이른다. 경제활동형태 변동이 다양하게 이루어지는 것을 볼 수

있는데, 산재근로자가 원하는 경제활동 형태로 진입하기 위한 지원을 개발하고 강화하기 위해서는 이들

경제활동 형태 변화에 영향을 주는 요인을 찾는 것이 필요하다.

3) 위에서 계산된 조건부 전이확률은 연속된 두 기간 동안 값이 어떻게 변했는지를 추적하여 계산된다. 연속된 두 기간 동안 변화를 측정하기 때문에 해당 값에 결측치가 있다면 그 결측치가 있는 시점과 바로 전후로 인접한 관측치는 확률계산에서 제외된다(민인식·최필선, 2013: 59).


48

구분

경제활동 형태 (t+1)

원직장 복귀

재취업자영업,

무급가족종사자

미취업 합계

경제활동형태

(t)

원직장 복귀987 75 13 46 1121

88.05 6.69 1.16 4.10 100.0

재취업7 1101 20 111 1239

.56 88.86 1.61 8.96 100.0

자영업, 무급가족종사자2 18 135 3 158

1.27 11.39 85.44 1.90 100.0

미취업24 272 31 491 818

2.93 33.25 3.79 60.02 100.0

합계1020 1466 199 651 3336

30.58 43.94 5.97 19.51 100.0

<표� 5> 경제활동형태�조건부�전이�확률(단위: %)

경제활동형태 변화 즉 산업재해근로자의 노동시장이행에 관심을 가지는 본 연구는 어떤 요인들이

경제활동형태변화에 영향을 주는지 살펴보고자 한다. 경제활동형태 비순서형 범주 변수이므로 다항로짓

분석을 활용하였다. 각 개인이 특정 선택을 할 때 그 선택확률이 의사결정자인 개인 특성

(individual-specific)에 의해서만 결정된다고 본다(민인식·최필선, 2015:185).4) 종속변수 범주 중 재취업

을 기준 범주로 하여 분석한 결과는 <표 6>과 같다.

먼저 재취업과 비교하여 원직장 복귀에 유의미한 영향을 미치는 요인은 성별, 연령, 학력, 요양기

간, 현재업무수행능력, 산재전 직장규모, 근무기간, 종사상 지위 중 임시직, 일용직 그리고 최종직업훈련

횟수였다. 남성일수록, 연령이 높을수록, 교육연수가 많을수록, 현재 업무수행능력이 좋을수록 원직장 복

귀가 될 확률이 높다. 산재전 직장 요인인 직장규모가 클수록, 산재 전 근무기간이 길수록 원직장 복귀

할 확률이 높다. 임시직과 일용직은 원직장 복귀할 확률이 낮다. 최종직업훈련 횟수도 원직장 복귀에 부

적인 영향력을 준다. 직장규모가 작을수록 직장 복귀율이 낮다는 선행연구(정원미 외, 2003) 결과와 연

령, 성별, 요양기간 등이 재취업에 비해 원직장복귀 확률이 높다는 연구와 (양재성·오순복·임성수, 2012)

동일한 결과이다.

4) 비순서형 선택 데이터가 패널구조인 경우에 다항로짓 모형을 추정하는 방법에서, 개인-선택 특성 요인을 고정된 모수로 간주하는 고정효과 다항 추정은 (m-1)개의 고정효과 로짓 모형을 동시에 추정하는 방식으로 수행할 수 있다. 이 추정방법은 모수에 대한 불편추정량(unbiased estimator)을 얻ㅇ르 수 있지만, 어떤 범주를 기준 범주(base category)로 정하느냐에 따라 결과가 달라지는 단점이 있다(민인식·최필선, 2015: 188-189). 본 연구에서는 횡단면 다항 로짓모형 추정을 위해 mlogit 명령어를 사용하였다. 종속변수 범주에서 가장 많은 빈도를 차지하고 있는 재취업을 기준범주로 하여 분석하였다.



Multinomial logistic regression

Log likelihood = -4975.246

Number of obs = 5004 Lr chi2(45) = 2287.46 Prob > chi2 = 0.0000 Pseudo R2 = 0.1869

구분재취업 vs.원직장복귀

재취업 vs. 자영업,

가족노동 재취업 vs. 미취업

Coef.Std. Err(p>|z|)



인구사회학적요인

성별 (남성=1) .2299.1087(.035)

.5114.2158

(0.018)-.5276

.1072(0.000)

연령 .0087.0043(.045)

-.0170.0075

(0.023).0317

.0048(0.000)

교육연수 .0450.0153(.004)

-.0697.0252

(0.006)-.0077

.0150(0.608)

장해등급 -.0029.0079(.713)

-.0252.0133

(0.059)-.0307

.0090(0.001)

요양기간 -.1647.0399(.000)

-.1319.0680

(0.052).2624

.0367(0.000)

산재전 직장 지위

현재 직무수행 능력 .0713.0209(.001)

-.0911.0324

(0.005)-.2856

.0188(0.000)

전체 근로자 수 .0580.0239(.016)

-0236.0435

(0.586)-.0186

.0268(0.489)

근로기간 .2013.0111(.000)

.0696.0199

(0.000).0330

.0124(0.008)

종사상 지위, 임시직 -1.1037.1309(.000)

-.3909.2212

(0.077)-.0443

.1215(0.715)

종사상 지위, 일용직 -.9255.1167(.000)

-.1270.1810

(0.483)-.2009

.1078(0.062)

산재보상

서비스이용

재활서비스 이용 -.0643.1033(.533)

.0382.1802

(0.832).1259

.1045(0.228)

직업재활서비스 이용 .2239.1233(.084)

-.0900.2183

(0.680).2993

.1240(0.016)

사회심리재활서비스 이용 -.0953.1295(.410)

.3418.1914

(0.074)-.0689

.1114(0.536)

최종직업훈련횟수 -.6363.1157(.000)

-.0466.1601

(0.771).0544

.0915(0.552)

지역사회연계서비스 이용 -.0965.3645(.791)

.4070.5067

(0.422).2064

.3254(0.526)

_cons -2.4859.4076(.000)

.0835.6738

(0.901)-.4756

.4107(0.247)

기준변수 재취업(=2)

<표� 6> 경제활동형태�영향�요인(패널다항로짓분석)

재취업에 비해 자영업·무급가족종사자를 선택하게 될 영향 요인으로 유의미한 것은 성별, 연령, 현

재업무수행능력, 산재전 직장에서의 근로기간이었다. 남성일수록 자영업·무급가족종사자를 선택할 확률

이 높다고 할 수 있으며, 연령이 높을수록 그리고 학력이 높을수록 자영업·무급가족종사자를 택할 확률

은 낮아진다. 현재 업무수행능력은 부적 영향요인으로 수행능력이 높을수록 자영업·무급가족 종사자를

선택할 확률은 낮아진다. 산재전 근로기간이 길수록 자영업 선택할 확률이 높다. 재취업 대비 원직장 복

귀 선택 확률, 재취업 대비 자영업·무급가족 종사자 선택 확률에서 각종 재활서비스 이용 경험은 유의미

한 영향력을 가지지 않았다.


50

재취업 대비 미취업을 선택할 확률에 유의미한 영향 요인은 성별, 연령, 장애등급, 요양기간, 현재

업무수행능력, 산재전 근로기간, 직업재활서비스 이용 경험이었다. 남성일수록, 장해등급이 높을수록(장

애정도가 경할수록), 현재 업무 수행능력이 높을수록 미취업 선택 확률이 낮다. 연령이 높을수록, 요양

기간이 길수록, 산재전 근로기간이 길수록 미취업을 선택할 확률이 높은 것으로 나타났다. 직업재활서비

스 경험이 있는 쪽이 미취업 선택에 정적인 영향요인이라는 것은 재취업이나 원직장 복귀한 이들은 직

업재활서비스를 상대적으로 적게 이용한 이들일 것이고 취업이 어려운 산업재해근로자들이 직업재활서

비스를 이용하였을 것이라고 해석할 수 있다. 한편 분석 대상이 된 패널데이타는 시간에 따라 변수값이

변하는 것을 반영한 것이라는 점에서 직업재활서비스를 이용한 이들이 재취업 보다는 미취업 될 확률이

높다는 것은 직업재활서비스의 실효성에 대해 다시 검토할 필요가 있음을 보여준다.

산재근로자는 임금근로 즉, 원직장 복귀나 재취업을 희망근로형태로 선호하는 비중이 절대적이라는

측면에서 원직장 복귀와 재취업에 정적인 영향을 주는 요인들을 유의해서 볼 필요가 있으며 이에 따라

재활서비스를 포함한 산재보상서비스 공급에서 조정하거나 새로운 대안들을 개발할 필요가 있다.

3.� 산업재해보상�서비스�이용과�재활서비스�욕구�변화

산재근로자가 산재 이전의 삶의 모습과 질을 회복하는데 있어 산재보상서비스는 가장 기본적인 수

단이다. 일자리로 복귀하는 것 뿐 아니라 사회복귀도 원활하게 이루어질 수 있도록 재활서비스를 포함

한 다양한 서비스를 근로자 개인에게 적정하게 제공해야 할 것이다.

산재근로자의 재활서비스 이용여부는 1차에서만 조사되었다. <표 7>을 보면 조사대상자 1668명 중

재활서비스 이용자는 53.0%이다. 재활서비스 종류별로 살펴보면 직업재활서비스는 이용 경험 있음이

15.0%로 매우 낮은 수준을 보였다. 의료재활서비스는 39.0%, 사회심리재활서비스는 24.2%가 이용하였

다. 일자리 재진입을 목표로 산재근로자에게 중요한 서비스가 직업 교육 훈련인데 이를 이용한 경험이

없는 이들이 90.6%에 이른다. 요양 종결 후 전체 조사 기간인 3년 동안 교육 훈련 경험이 1회인 이가

112명 6.7%, 2회 32명 1.9%에 그쳤다.

구분재활서비스

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 %

요양 종결 후 최종

교육훈련 경험 횟수

0 회 1511 90.6 3 회 10 .6

1 회 112 6.7 4 회 2 .1

2 회 32 1.9 6 회 1 .1

합계 1668 100.0

<표� 7> 재활서비스�이용�여부와�최종�교육훈련�경험�횟수(단위: %)



• 지역사회자원 서비스 이용 경험 있다(N=42(1차) + 17(2차) + 9(3차)

(단위: %)

구분 N % 구분 N %

지역

사회

서비스

중

이용

경험

심리관련(상담 서비스 등)

14 20.6

지역사회자원연계

서비스인지경로

근로복지공단 담당직원 28 41.2

사업주나 직장 동료로부터 8 11.7취업 관련 (취업 알선 등)

33 48.5

가족, 친족으로부터 10 14.7건강증진 (금연 등) 16 23.5

요양 중 의사, 다른 환자로부터

6 8.8취미관련

(노래, 운동 등)4 5.8

각종 매체 통하여 10 14.7

기타 1 1.5 기타 6 8.8

합계 47 100.0 합계 46 100.0

<표� 8> 지역사회자원�서비스�경험, 이용�경로� (1∼3년차�합산, 연인원)

지역사회자원을 연계한 서비스는 심리, 취업, 건강증진, 취미와 관련한 것인데 이들 지역사회연계

서비스는 산재보상 급여 이후에도 산재근로자의 개별성을 고려한 서비스를 지속적으로 제공함으로써 사

회복귀를 원활하게 하는데 의의가 있다. 그러나 지역사회자원연계서비스를 이용한 산재근로자의 비중은

더 낮은 것으로 나타났다. 조사 연차 각각에서 지역사회서비스 이용 경험자를 찾아 합산하여 <표 8>에

제시하였다. 3년 동안 한번이라도 서비스를 이용한 이는 42명으로 전체근로자의 2.5%에 그친다. 이용한

서비스 종류 중에서는 취업관련 서비스 이용 48.5%, 건강증진 서비스 이용이 23.5% 순으로 나타났다.

서비스 이용자에게 지역사회연계 서비스 인지 경로를 질문한 결과 근로복지공단 담당 직원이라고 응답

한 것이 41.2%로 가장 높게 나타났다. 다음으로 각종 매체, 가족 혹은 친족으로부터, 사업주나 직장동

료로부터 순으로 나타났다.

지역사회연계서비스에 대한 이용 경험이 있는 이들의 비중은 매우 낮으나 지역사회자원 연계서비

스 확대할 분야와 이용 의향에 대해서는 전체 조사대상자가 응답하였다. 취업 관련 서비스 확대가 필요

하다는 비중이 3년에 걸쳐 일관적으로 높고 심리 관련 서비스가 필요하다는 비중이 감소하는 것에 비해

건강 증진 서비스, 취미관련 서비스에 대해 필요하다는 비중은 연차가 지날수록 더 높아졌다. 이 결과는

재활서비스와는 별개로 지역사회연계서비스를 연계하거나 제공하는 과정에서 산업재해 근로자들이 요양

종류 후 시간의 흐름에 따라 확대가 필요한 분야가 달라진다는 것을 고려해야 한다는 근거가 될 수 있

다. <표 9>를 보면 서비스가 제공된다면 이용하겠다는 의향은 시간에 흐름에 그 비중이 크게 차이나지

않는다. 동일한 조사 대상자에게 3년에 걸쳐 질문하여 이용하겠다는 의향은 유지되고 있는데 실제 이용

경험자가 매우 적다는 것은 서비스 공급이 원활히 이루어지지 않았거나 산재근로자의 필요에 부합하는

내용이 아니었을 수도 있음을 보여준다.


52

구분

1년차 2년차 3년차

N % N % N %

지역사회자원 연계서비스 확대할 분야

심리관련(상담 서비스 등) 175 10.5 97 5.8 61 3.7

취업 관련 (취업 알선 등) 606 36.3 613 36.8 489 29.3

건강증진 (금연 등) 655 39.3 711 42.6 735 44.1

취미관련(노래, 운동 등) 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

향후 인근 기관에서

제공할 경우 이용 의향

적극 이용 331 19.8 311 18.6 280 16.8

가끔씩 이용 671 40.2 720 43.2 704 42.2

별로 이용할 생각 없음 469 28.1 519 31.1 509 30.5

전혀 이용할 생각 없음 197 11.8 118 7.1 175 10.5

합계 1,668 100.0 1,668 100.0 1,668 100.0

<표� 9> 지역사회자원�연계서비스�확대�분야, 이용�의향

(단위: %)

이 연구에서 초점을 맞추고 있는 것이 산재근로자가 주관적으로 인식하는 재활서비스 필요 정도의

변화이다. 매우 필요하다=4, 조금 필요하다=3, 별로 필요 없다=2, 전혀 불필요하다=1로 측정된 값의 평

균을 연차별로 <표 10>에 제시하였다. 필요 정도의 평균은 다소 낮은 편인데 그 중 평균이 높은 서비스

내용을 보면, 경제 안정을 위한 지원, 재발 방지 및 건강 증진 위한 지원, 재취업을 위한 지원 등이 필

요정도가 높게 나타났다. 같은 내용이라도 연차별로 차이를 보이는 재활서비스 내용으로는 원직장 복귀

지원, 재취업 위한 지원, 직장 적응을 위한 지원, 창업 지원 등의 내용은 1차년에 비해 3차년도는 그 평

균이 하락하였으나 2차년도에는 오히려 1차년도에 비해 평균 값이 더 올라간다는 공통점이 있다. 요양

종류 후 1년이 지난 후에 일자리 복귀 혹은 노동시장이행에 대한 서비스 필요 정도가 더 높다는 의미이

다. 이것은 노동시장이행을 위한 산재보상서비스 공급은 단기적이어서는 아니 되며 장기적인 서비스 제

공 계획 하에 지속적인 관리가 필요할 수 있음을 보여준다.

위에 제시한 논의의 근거를 확보하기 위하여 본 연구는 시간 변화에 따른 재활서비스 필요정도의

변화를 탐색하고자 하였다. 이를 위해 재활서비스 필요정도에 대해 패널데이타의 선형회귀분석 결과와

종단적 회귀분석의 결과를 비교하는 것은 의미가 있을 것으로 보여 아래와 같이 분석하였다.



재활서비스 필요 정도 N1차 2차 3차

mean SD mean SD mean SD

① 심리 및 가족 상담 지원 1668 1.87 .842 1.82 .832 1.65 .782

② 일상생활 적응 및 활동 지원(교통, 편의시설 등)

1668 1.96 .911 1.88 .893 1.69 .827

③ 재발 방지 및 건강증진을 위한 지원(합병증 예방 및 운동 등)

1668 2.39 1.018 2.46 1.003 2.24 1.012

④　원직장 복귀를 위한 지원(원직장 복귀 의무화 및 대체인력 투입 등)

1668 2.09 .968 2.10 .987 1.84 .942

⑤　재취업을 위한 지원(직업훈련, 취업알선 등)

1668 2.33 1.057 2.42 1.064 2.11 1.055

⑥　직장 적응을 위한 지원(사업장 작업환경 개선, 현장 훈련 등)

1668 2.06 .915 2.09 .937 1.85 .894

⑦　창업을 위한 지원(창업 컨설팅, 점포임차비용 등)

1668 1.91 .875 1.94 .919 1.73 .897

⑧　보조기 관련 지원 1668 1.84 .892 1.74 .861 1.56 .748

⑨　문화활동 지원 1668 2.09 .912 2.26 .916 2.10 .941

⑩　경제적 안정을 위한 지원(생활안정자금 융자 등)

1668 2.46 1.048 2.58 1.045 2.38 1.089

<표� 10> 각�년차별�재활서비스�필요�정도�(단위: %)

선행연구결과를 토대로 재활서비스 필요 정도에 영향을 미치는 설명변수로 성별, 연령, 학력, 요양

기간, 장해등급, 현재직무수행능력 등의 개인요인, 서비스 이용경험, 직업재활서비스 이용경험, 사회심리

재활서비스 이용경험, 직업훈련 횟수, 지역사회연계서비스 이용경험 등의 서비스 이용 경험, 현재 경제

활동상태 등을 선택하여 1∼3차년도 전체 자료를 대상으로 회귀분석(OLS Regression)을 실시하였고 결

과는 <표 11>과 같다.

OLS 모형에서 요인들의 설명력은 낮다. 재활서비스 이용 정도에 유의미한 영향력을 가진 변인은

‘요양기간’, ‘현재 직무수행능력’, ‘총 직업훈련 횟수’, ‘재취업 여부’, ‘미취업 여부’였다. 현재 직무능력만

정적인 영향을 주고 있고 나머지 변수들은 부적인 영향 관계를 가지고 있다. 요양기간이 길수록, 직업교

육훈련 횟수가 많을수록, 지역사회연계서비스 이용경험이 있으면 재활서비스 필요 정도가 낮으며, 재취

업인 경우도 재활서비스 이용정도가 낮은 것으로 나타났다.


54

변인 coef. p β

인구사회학적

요인

성별 .4116 .125 .02153

연령 .0118 .282 .01853

학력 -.0060 .873 -.0027

요양기간 -.2083 .026 -.0357

장해등급 .0289 .153 .0198

현재 직무수행 능력 .4809 .000 .1566

산재보상재활서비스

이용

재활서비스 이용 -.2527 .326 -.0176

직업재활서비스 이용 -.2892 .359 -.0144

사회심리서비스 이용 .0970 .729 .0058

총 직업교육훈련 횟수 -.5302 .036 -.0298

지역사회연계서비스 이용 -3.5287 .000 -.0572

경제활동형태

재취업 여부 -1.2096 .000 -.0829

자영업, 무급가족종사자 여부 -.1367 .768 -.0042

미취업 여부 -2.4153 .000 -.1420

R2 0.0712

F 28.38 (Prob>F=.000)

<표� 11> 재활서비스�필요정도�다중선형회귀분석(단위: %)

산재근로자의 인구사회학적 요인, 재활서비스 이용, 경제활동 형태 등이 시간의 경과에 따라 재활

서비스 필요정도에 어느 정도 영향을 미치는지 알아보기 위해 고정효과 모형을 적용한 패널회귀분석을

실시한 결과는 <표 12>이다. 모형의 적합성을 보기 위해 모형의 설명 정도와 오차항에 대한 분석결과를

보면, 패널 개체 특성을 나타내는 오차항과 종속변수와의 상관계수 추정치인(민현식·최필선, 2013: 117)

corr(u_i, Xb)가 –0.9029로 강한 상관관계를 가지고 있다. 그리고 고정효과 모형의 적합성을 확인하기

위한 F검정의 결과(Prob>F=0.000)에서도 고정오차들이 유의미한 것으로 나타났다.5) 설명변수로 투입한

변인들의 설명력은 전체 분산에서 패널 집단이 특성이 차지하는 비율이 89.72%로 나타났다

(rho=.8972).6)

5) 고정효과 모형과 확률효과 모형 중 더 타당한 모형을 확인하기 위해 Hausman 검정을 실시하여 ‘오차항과 독립변수간 상관이 없다’라는 귀무가설을 기각하여(Prob>chi2 = 0.000) 대립가설을 선택, 고정효과 모형을 선택하였다.

6) 시간이 경과해도 동일한 값을 가지는 성별, 요양기간, 장해등급, 재활서비스, 직업재활서비스 이용, 사회심리재활서비스 이용 등은 분석에서 제거되었기에 표에서 생략하였다.



Fixed-effects (within) regression Group variable: pid R-sq: within = 0.0462 between=0.0023 overall=0.0010 corr(u_i, Xb) = -0.9029

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

(단위: %)

구분 Coef. Std. Err t P>t 95% Conf. Interval연령 .7838 .0919 8.52 0.000 .60349 .9641교육연수 -1.6177 .8040 -2.01 0.044 -3.1943 -.0411현재 직무수행 능력 .1802 .0715 2.52 0.012 .0400 .3204최종직업훈련횟수 .42351 .4350 0.97 0.330 .4294 1.2765지역사회연계서비스 -1.5327 .7336 -2.09 0.037 -2.9712 -.0943재취업 여부 -.6472 .5047 -1.28 0.200 -1.6368 .3423자영업, 가족종사자 .8696 .7800 -1.11 0.265 -2.3990 0.6596미취업 -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

<표� 12> 재활서비스�필요�정도� 패널회귀분석

재활서비스 필요정도에 대해 연령, 교육연수, 직무수행능력, 지역사회연계서비스 경험, 미취업 여부

가 영향 요인으로 나타났다. 연령이 1세 증가할수록 재활서비스 필요정도는 0.78 증가한다. 현재 직무수

행 능력이 좋을수록 재활서비스 필요정도도 증가하는 것으로 나타났다. 학력은 재활서비스 필요도와 부

적관계로 나타났는데, 역으로 해석하면 학력이 낮은 이들이 재활서비스 필요 정도가 더 크다고 할 수

있다. 지역사회연계 서비스 이용경험이 있는 이들의 재활서비스 필요정도가 낮아졌는데, 지역사회연계서

비스가 재활서비스를 보완하는 역할을 한다고 볼 수도 있고 상대적으로 지역사회연계서비스 이용자는

재활서비스를 필요로 하는 이들과는 다른 특성을 가진 것으로도 볼 수 있다. 경제활동 형태에서 미취업

이 유의미한 영향 요인인데 부적관계로 나타났다. 미취업자들에게 있어 해결해야 할 일차적인 필요는

취업이라고 볼 때 상대적으로 재활서비스 필요정도가 낮아진 것이라고 할 수 있다.

여기서 유의할 것은 재활서비스 필요정도에 미치는 영향 요인이 시간 변화를 고려하지 않은 분석

에서의 영향요인과 차이점이다. 앞서 다중선형회귀분석에서는 연령과 학력, 미취업이 유의미하지 않았는

데 시간을 고려한 패널회귀분석에서는 유의미한 요인으로 나타났다. 최종 직업훈련 횟수와 재취업은 유

의미한 요인인데 시간을 고려한 고정효과 모형에서는 유의미하지 않은 요인으로 나타났다. 연령과 학력

은 재활서비스 필요정도에 횡단적으로 보면 영향이 없는데 시간의 변화에 따라 즉 개인에게서 3년 전

기간에는 재활서비스 필요정도에 영향을 미친다는 것이다. 재활서비스 제공을 위한 장기적인 전략을 개

발할 때는 연령이 높아질수록 필요정도가 높아진다는 것으로 고려해야 하며 상대적으로 학력이 낮은 이

들의 재활서비스 필요정도에 더 민감하게 반응해야 하는 근거가 될 수 있다. 재취업한 이들이 재활서비

스 필요 정도가 낮아진다는 것도 일면 예측 가능한 결과이긴 하나 시간의 변화를 고려하면 재취업 경제

활동 형태는 재활서비스 필요정도와는 관계가 없는 것으로 나타났다는 것과, 경제활동형태 미취업은 시

간을 고려했을 때 재활서비스 필요정도에 부적 영향을 미친다는 것은 경제활동 형태 변화 즉 노동시장

이행과 관련하여서는 재활서비스에 대한 기대가 미약한 것으로 추론할 수 있다.


56

V. 결론�및�제언

세 차례에 걸친 산재패널조사에 모두 응답한 산재근로자 1668명을 대상으로 분석한 본 연구는 산

업재해를 입은 근로자의 노동시장이행의 형태를 기술하고 경제활동형태 선택에 영향을 주는 요인을 분

석하는 것과 산재보상으로 제공되는 재활서비스 이용 현황과 산재근로자의 재활서비스 필요정도의 변화

를 설명하고자 하였다. 연구의 주요결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 산재근로자의 요양종료 후 첫 경제활동형태는 원직장 복귀 35.4%, 재취업 31.4%, 미취업

29.4%였다. 3년 기간동안 경제활동형태의 변화가 1회 있었던 이가 전체 근로자의 31.4%, 2회 변동도

13.5%였다. 세 차례의 조사 중 한번이라도 원직장 복귀를 경험한 사람은 1668명 중 615명, 36.87%이

고 한번이라도 재취업에 응답한 사람은 859명, 51.50%였다. 미취업을 한 번 이상 경험한 이도 616명

36.93%에 이른다.

둘째, 경제활동형태의 조건부 전이확률을 보면 현재 원직장 복귀자가 다음 기에도 원직장 유지할

확률은 88.05%, 재취업자가 재취업을 유지할 확률은 88.86%였고, 원직장 복귀자도 미취업자가 될 확

률이 4.10%, 재취업자도 미취업자가 될 확률이 8.96%, 미취업자가 다음 기에도 미취업자가 될 확률은

60.02%에 이른다.

셋째, 경제활동형태 변화에 미치는 영향요인을 찾기 위한 분석에서 원직장 복귀에 유의미한 영향을

미치는 요인은 성별, 연령, 학력, 요양기간, 현재업무수행능력, 산재전 직장규모, 근무기간, 종사상 지위

중 임시직, 일용직 그리고 최종직업훈련 횟수였다. 재취업 대비 미취업을 선택할 확률에 유의미한 영향

요인은 성별, 연령, 장애등급, 요양기간, 현재 업무수행능력, 산재전 근로기간, 직업재활서비스 이용 경

험이었다. 남성일수록, 장해등급이 높을수록(장애정도가 경할수록), 현재 업무 수행능력이 높을수록 미취

업 선택 확률이 낮다. 연령이 높을수록, 요양기간이 길수록, 산재전 근로기간이 길수록 미취업을 선택할

확률이 높은 것으로 나타났다.

넷째, 산재근로자의 재활서비스 이용경험 있는 이는 직업재활 15.0%, 의료재활 39.0%, 사회심리재

활서비스 이용 24.2%로 낮은 비중을 차지하였고, 지역사회자원서비스 이용 경험 비중은 더 낮아져 1∼

3차년도 이용자 모두를 합산하여도 68명에 그쳤다. 지역사회자원연계서비스에서 확대하길 원하는 분야

는 건강증진, 취업관련 분야가 주를 이루었고 재활서비스 필요정도를 나타내는 평균은 높지 않았다.

마지막으로 재활서비스 필요정도에 영향을 미치는 요인을 분석한 결과 연령, 교육연수, 현재 직무

수행능력, 지역사회연계서비스 경험, 미취업 여부가 유의미한 영향요인으로 나타났다. 시간의 변화에 따

른 재활서비스 필요정도에 유의미한 영향을 미치는 요인은 연령, 학력, 미취업여부, 현재 직무수행능력,

지역사회연계서비스 이용경험으로 앞의 횡단면 분석과 다르게 나타났다.

분석결과를 토대로 산재근로자의 노동시장이행을 원활히 하고 재활서비스 공급과 이용에서 효과성

을 높이기 위한 논의점을 제시하면 다음과 같다.

첫째, 산업재해 근로자에 대한 노동시장이행을 지원하기 위해서는 요양종료 후 단기적으로가 아니

라 장기적인 계획 하에 서비스를 제공해야 할 것이다. 산재근로자들은 산재 후 일자리 복귀가 어떻게

이루어지는가에 따라 이후 경제활동형태 유지와 변화에 결정적 요소가 되었고, 3년여 시간동안 경제활

동형태 변화를 경험하는 비중이 높았다. 일자리 복귀에 영향을 미치는 다양한 요인이 있었지만 대표적

인 산재보상서비스인 재활서비스 이용경험이나 직업교육훈련 등이 유의미하지 않았다는 점을 볼 때 기



참고문헌

근로복지공단, 2016, 『2016 근로복지공단 한·영 사업안내서』

김선미·김은하, 2015, “산재근로자의 삶의 질에 영향을 미치는 요인: 심리사회적 요인을 중심으로”,

『사회과학연구』 제 26권 4호, pp.389-411.

도성화, 2014, “산재장애인을 위한 직업재활서비스 지원 방략” 『지체·중복·건강장애연구』 57권

제2호, pp.249-269.

민인식·최필선, 2013, 『패널데이타 분석』, 지필미디어.

존의 재활서비스와 일자리 복귀를 위한 서비스에서의 개선이 필요하다. 성별, 연령, 요양기간, 산재 전

직장 요인들이 경제활동형태에 유의미한 영향 요인으로 나타났기에 산업재해 근로자의 개인 특성을 고

려하여 전략적으로 서비스를 제공해야 할 것이다. 근로자의 개별 유형에 기반하여 적정한 재활 개입을

위해서는 산재 근로자를 더 효과적으로 범주화 하는 방안도 모색해야 할 것이다.

둘째, 일자리를 옮기거나 미취업에서 취업으로 이동하는 것에 실질적인 도움이 되는 직업훈련 프로

그램을 개선하고 운영하는 것이 필요하다. 조사결과에 따르면 총 직업교육훈련 횟수가 많을수록 미취업

일 확률이 높은 것으로 나타났는데 이것도 현재 직업훈련이 일자리 복귀에 대한 효과성이 적다는 것을

반증한다. 따라서 직업훈련이 모든 대상에게 효과적인 방법은 아니라는 것에 유의해야 할 것이다. 일반

적인 고용환경이 변하지 않은 상태에서 직업훈련은 비숙련 근로자에게는 고용기회를 증가시킬 수 있으

나 일정 정도 이상의 숙련 근로자에게는 직업훈련 자체가 고용기회를 확대시키지 못하는 현실을 고려하

여 직업훈련 내용을 다양화하고 고용가능성 혹은 노동시장이행을 위한 포괄적인 지원전략을 개발해야

할 것이다(배화숙, 2015: 102).

셋째, 근로자 개인특성에 따라 필요한 재활서비스 내용과 그 필요 정도가 다름을 볼 때 산업재해

근로자의 직장복귀와 사회복귀에 필수적인 재활서비스 내용을 개선하고 근로자의 이용 접근성을 향상시

키는 방안을 모색해야 할 것이다. 조사결과 재활서비스, 지역사회연계서비스 등 이용경험이 있는 이들의

비중이 낮지만 특정 분야는 지속적으로 서비스 확대가 필요하고, 이용 의향도 높은 것으로 나타났다. 현

재 제공되는 서비스의 효과성과 산재근로자가 필요로 하는 것의 거리를 좁히는 방법을 찾아야 할 것이

다. 독일의 경우 직업재활 시설이 전국적으로 분산되어 있고 전직을 위한 다양한 직업훈련 분야가 있는

데, 직업훈련 분야를 장래 취업 가능 직종과 산재 장해인의 신체적성과 연계시켜 지도하고 있다고(박석

돈, 2011: 13-14) 한다. 산재근로자 개인 특성을 고려하여 재활에서 가장 중요한 직업 복귀가 이루어질

수 있도록 종합적 서비스가 필요하다.

마지막으로, 산재근로자가 필요로 하는 재활서비스 내용과 그 필요 정도가 시간의 흐름에 따라 달

라진다는 것을 고려한 재활서비스 제공 계획이 필요하다. 앞서 언급한 노동시장 이행 지원을 위한 서비

스도 장기적인 계획이 필요한 것처럼 산재근로자의 연령, 학력, 경제활동 형태 등에 따라 재활서비스 내

용과 그 필요정도가 시간에 따라 변한다는 점에서 요양기간 종료 후 초기 개입 내용을 시기별로 점검하

고 조정하는 것이 필요할 것이다.


58

민인식·최필선, 2015, 『고급 패널데이타 분석』, 지필미디어.

박석돈, 2011, “독일의 산재장해인 직업재활과정과 우리나라 산재장해인 직업재활 발전방향”

『재활과학연구』 제 29권 제1호, pp.37-54.

박수경, 2012, “산재장애인의 성공적인 직업복귀 과정과 관련 요인”. 『재활복지』제16권 3호,

pp.293-318.

박은주, 2014, “산재근로자의 재해 이후 취업력에 영향을 미치는 요인”, 『사회보장연구』제 30권

제2호, pp.191-220.

배화숙, 2015, “산업재해 후 실직·비경제활동인구의 욕구분석과 노동시장이행서비스 개선방안”,

『직업재활연구』제25권 제2호, 한국직업재활학회, pp.87-105.

석상훈, 2008, “저임금 근로의 동태적 분석 : 상태의존성 검증”, 『산업경제연구』 제21권 제 2호,

pp.691-709.

성재민, 2011, “저소득자 노동시장 지위 변화에 대한 동태적 분석”, 『사회보장연구』 제 27권

제4호, pp.165-189.

신혜리·김명일, 2015, “산재근로자들의 재활서비스경험이 직장복귀 및 원직장복귀에 미치는 효과:

성향점수매칭(PSM)을 중심으로”, 『직업재활연구』제25권 제1호, pp.105-130.

심현진·이현실, 2016, “산재보험 재활사업 프로그램 질적 정보격차가 직무와 일상생활 만족에

미치는 영향- 자존감의 매개효과 검정”, The Korean Journal of health Service Management Vol.

10 NO.1. pp.143-154.

양재성·오순복·임성수, 2012, “산재근로자 직업복귀 형태에 영향을 미치는 결정요인 석-요양종결 후

장해판정자를 중심으로” 『사회보장연구』제28권 제3호, pp.153-177.

이상진, 2010, “우리나라 산재장애인 직장복귀정책 강화방안”. 『직업재활연구』제29권 제3호,

pp.1-34.

이승욱·박혜전, 2007, “산재근로자의 직업복귀에 영향을 미치는 요인연구”,

『직업재활연구』제17권제1호, pp.69-99.

정병석, 2010, “한국 노동시장정책의 평가와 발전방안 : 이행노동시장 이론의 활용”, 『노동정책

연구』 제10권 제2호, pp.155-185.

정원미·박정일·구정완·노영만, 2003, “산업재해 근로자의 직장복귀 예측요인”,

『대한직업환경의학회지』제15권 제2호, pp.119-131.

조성재·이승욱·송창근·박유진, 2015, “산재근로자와 사업주의 산재보험 재활서비스 욕구조사:

근로복지공단 재활서비스를 중심으로”, 『직업재활연구』제25권 제1호, 한국직업재활학회,

pp.85-103.

최윤영, 2009, “산재근로자 재활서비스 정책의 문제점과 개선방안”, 『직업재활연구』제19권 제1호,

pp.121-142.

Sears, Jeanne M., Thomas M. Wickizer and Beryl A. Schulman, 2014, “Injured Workers’



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, 『사회보장론 입문』, 김지혜역, 사회평론.

http://www.moel.go.kr (고용노동부, 2016.10.26. 검색)


60

구분2013 2014 2015

N % N % N %

원직장 복귀 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� 1> 조사대상자의�경제활동�형태(단위: %)

구분 2차년도(2014)

원직장복귀

재취업자영업,

가족 종사자미취업 합계

1차년도

(2013)

원직장 복귀86.3 7.4 1.7 4.6 100.096.2 6.2 10.4 8.3 35.4

재취업.4 88.9 1.3 9.4 100.0.4 65.2 7.3 15.0 31.4

자영업, 가족종사자0 11.3 88.7 0 100.00 1.0 57.3 0 3.7

미취업3.7 40.3 4.9 51.1 100.03.4 27.7 25.0 76.8 29.4

합계31.8 42.9 5.8 19.6 100.0

100.0 100.0 100.0 100.0 100.0

<부표� 2> 1개년�간의�고용형태�변화�(단위: %)

구분1년차 2년차 3년차

N % N % N %

서비스 이용료에 대한 부담 349 20.9 321 19.2 268 16.1

교통수단 이용의 어려움 129 7.7 92 5.5 112 6.7

복잡한 신청 및 이용절차 188 11.3 243 14.6 215 12.9

이용할만한 서비스 부족 453 27.2 442 26.5 483 29.0

기관 및 서비스에 대한 정보부족 264 15.8 296 17.7 324 19.4

불편한 편의시설 및 환경 35 2.1 21 1.3 24 1.4

긴 대기시간 92 5.5 82 4.9 97 5.8

이용대상 선정의 까다로움(장애등급, 소득기준 등)

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

<부표� 3> 지역사회서비스�이용할�경우�가장� 걱정되는�점(단위: %)



구분반응

케이스 중 %N 퍼센트

학교, 학원의 취업정보/알선을 통해 12 1.5% 3.9%

교사, 교수, 스승을 통해 1 0.1% 0.3%

친구, 친지의 소개 195 23.8% 63.7%

공공 직업안내소(근로복지공단 제외)를 통해 53 6.5% 17.3%

근로복지공단을 통해서 27 3.3% 8.8%

사설 직업안내소를 통해 28 3.4% 9.2%

신문, TV, 벽보 등의 광고를 통해 88 10.7% 28.8%

일하고 싶은 곳을 직접 찾아다니면서 46 5.6% 15.0%

가족을 통해서 19 2.3% 6.2%

인터넷 등 통신망을 통하여 69 8.4% 22.5%

취업하고 싶은 일자리(직장, 사업, 일거리)에 근무하고 있는 사람을 통해

89 10.8% 29.1%

전 일자리(직장, 사업, 일거리)에서 업무상 알게 된 사람을 통해

173 21.1% 56.5%

자영업 준비 12 1.5% 3.9%

기타 9 1.1% 2.9%

전체 821 100.0% 268.3%

<부표� 4> 미취업자의�일자리�알아보는�방법� (1∼3차, 다중응답)(단위: %)


62

재활서비스 필요 정도전혀

불필요

별로 필요없음

조금 필요

매우 필요

합 mean SD

① 심리 및 가족 상담 지원

1차 643(38.5)

660(39.6)

298(17.9)

67(4.0)

1668(100.0) 1.87 .842

2차 688(41.2)

656(39.3)

259(15.5)

65(3.9)

1668(100.0) 1.82 .832

3차 866(51.9)

571(34.2)

187(11.2)

44(2.6)

1668(100.0) 1.65 .782

② 일상생활 적응 및 활동 지원(교통, 편의시설 등)

1차 618(37.1)

619(37.1)

318(19.1)

113(6.8)

1668(100.0) 1.96 .911

2차 671(40.2)

633(37.9)

258(15.5)

106(6.4)

1668(100.0) 1.88 .893

3차 833(49.9)

580(34.8)

186(11.2)

69(4.1)

1668(100.0) 1.69 .827

③ 재발 방지 및 건강증진을 위한 지원(합병증 예방 및 운동 등)

1차 404(24.2)

473(28.4)

530(31.8)

261(15.6)

1668(100.0) 2.39 1.018

2차 349(20.9)

490(29.4)

546(32.7)

283(17.0)

1668(100.0) 2.46 1.003

3차 487(29.2)

504(30.2)

463(27.8)

214(12.8)

1668(100.0) 2.24 1.012

④　 원직장 복귀를 위한 지원(원직장 복귀 의무화 및 대체인력 투입 등)

1차 545(32.7)

599(35.9)

355(21.3)

169(10.1)

1668(100.0) 2.09 .968

2차 530(31.8)

641(38.4)

292(17.5)

205(12.3)

1668(100.0) 2.10 .987

3차 747(44.8)

590(35.4)

183(11.0)

148(8.9)

1668(100.0) 1.84 .942

⑤ 재취업을 위한 지원(직업훈련, 취업알선 등)

1차 452(27.1)

506(30.3)

415(24.9)

295(17.7)

1668(100.0) 2.33 1.057

2차 402(24.1)

501(30.0)

247(25.6)

338(20.3)

1668(100.0) 2.42 1.064

3차 600(36.0)

531(31.8)

291(17.4)

246(14.7)

1668(100.0) 2.11 1.055

⑥　직장 적응을 위한 지원(사업장 작업환경 개선, 현장 훈련 등)

1차 531(31.8)

625(37.5)

392(23.5)

120(7.2)

1668(100.0) 2.06 .915

2차 497(29.8)

682(40.9)

325(19.5)

164(9.8)

1668(100.0) 2.09 .937

3차 691(41.4)

646(38.7)

216(12.9)

115(6.9)

1668(100.0) 1.85 .894

⑦　 창업을 위한 지원(창업 컨설팅, 점포임차비용 등)

1차 630(37.8)

661(39.6)

282(16.9)

9.5(5.7)

1668(100.0) 1.91 .875

2차 619(37.1)

677(40.6)

231(13.8)

141(8.5)

1668(100.0) 1.94 .919

3차 843(50.5)

550(33.0)

160(9.6)

115(6.9)

1668(100.0) 1.73 .897

⑧　 보조기 관련 지원

1차 712(42.7)

630(37.8)

215(12.9)

111(6.7)

1668(100.0) 1.84 .892

2차 797(47.8)

604(36.2)

172(10.3)

95(5.7)

1668(100.0) 1.74 .861

3차 950(57.0)

553(33.2)

117(7.0)

48(2.9)

1668(100.0) 1.56 .748

⑨　 문화활동 지원

1차 509(30.5)

612(36.7)

432(25.9)

115(6.9)

1668(100.0) 2.09 .912

2차 376(22.5)

643(38.5)

486(29.1)

163(9.8)

1668(100.0) 2.26 .916

3차 522(31.3)

587(35.2)

421(25.2)

138(8.3)

1668(100.0) 2.10 .941

⑩　 경제적 안정을 위한 지원(생활안정자금 융자 등)

1차 380(22.8)

470(28.2)

490(29.4)

328(19.7)

1668(100.0) 2.46 1.048

2차 308(18.5)

477(28.6)

484(29.0)

399(23.9)

1668(100.0) 2.58 1.045

3차 437(26.2)

523(31.4)

352(21.1)

356(21.3)

1668(100.0) 2.38 1.089

<부표� 5> 각�년차별�재활서비스�필요�정도�(단위: %)

산재근로자의 건강과 삶의 질

� 2-1.� 산재장애인의�사회경제적�지위�인식이�주관적�

건강상태에�미치는�영향

- 최�령(동신대학교�보건행정학과)�

- 황병덕(부산가톨릭대�병원경영학과)�

� 2-2.� 산재근로자의�산재재활서비스�욕구�유형

- 전동일(강원대�사회복지학과)

� 2-3. 한국�산재환자들의�라이프스타일�특성과�

건강위험요인의�집단계층분석

- 최완석(한국국제대�물리치료학과)

- 문옥곤(호원대�물리치료학과)

- 염동문(한국국제대�사회복지학과)


2-1.�산재장애인의�사회경제적�지위�인식이�주관적�건강상태에�미치는�영향 65

2-1

산재장애인의 사회경제적 지위 인식이 주관적

건강상태에 미치는 영향

최 령*, 황병덕**

요� � 약

본� 연구는� 산업재해로� 인해� 삶의� 도중에� 장해를� 입어� 신체적‧정신적‧생활적� 변화에� 직면하게�되는�산재장애인을�대상으로�객관적�소득분위와�개인�스스로�인식하고�있는�사회경제적�지위�

인식이� 어느� 정도� 일치하는지를� 확인하고, 사회경제적� 지위� 인식이� 주관적� 건강상태에� 미치는�영향을� 분석� 하고자�하였다. 이를�위해�산재보험패널�자료�중� 3차�자료(2015년)를�활용하여�산재장애등급을� 받은� 근로자� 중� 무응답� 및� 결측값을� 제외한� 총� 1,398명을� 최종� 분석대상으로� 하였다. 연구결과�첫째, 소득분위와�사회경제적�지위�인식�일치�정도를�분석한�결과�모든�소득분위에서� 사회경제적� 지위� 상층으로� 인식하는� 분위는� 없었다. 소득1분위, 2분위, 3분위는� 사회경제적� 지위를� 하층으로, 소득분위� 4분위, 5분위는� 중하층으로� 인식하는� 것으로� 분석되었다. 둘째, 사회경제적�지위�인식이�주관적�건강상태에�미치는�영향을�분석한�결과�Model 1과�Model 2에서�연령, 요양기간, 경제활동상태, 소득분위, Model 1은�학력, Model 2에서�사회경제적�지위�인식� 변수가� 각각� 통계적으로� 유의한�차이가� 있었으며, Model 1에�비해�Model 2에서� 모형�적합도가� 개선된� 것으로� 분석되었다. 따라서, 산재승인과� 장해등급� 등을� 결정하는� 근로복지공단, 산재요양을� 담당하는� 공공‧민간의료기관� 그리고� 산업체에서는� 산재근로자들의� 상대적� 박탈감을� 줄이고, 성공적인�원직장복직(재취업)과�사회적�지지를�향상시킬�수�있도록�보건학적�접근, 산재보험�및�보상정책, 그리고�재정적인�지원�등이�필요할�것이다.

I. 서론

산재보험이란 산업재해 근로자를 보호하기 위하여 1964년 도입된 우리나라 최초의 사회보험제도로

서 근로복지공단이 고용노동부장관의 위탁을 받아 업무상 재해 판정 및 보험급여 지급 등 산재근로자에

대한 요양‧보상‧의료‧재활 등 산재보험 관련 업무를 수행하고 있다(고용노동부, 2016). 안전보건공단

(2014)에서 발표한 산업재해 발생현황에 의하면 2014년도 산업재해보상보험법 적용사업장 2,187,391개

소에 종사하는 근로자 17,062,308명 중에서 지난 한 해 동안 90,909명의 산재대상자가 발생하였고,

19,632,795원의 경제적 손실이 발생한 것으로 분석되었다. 또한 전체 산재대상자 중에서 약 37.8%인

34,403명이 신체장해자(산재장애인)로 판정되었다.

* 동신대학교 보건복지대학 보건행정학과 조교수** 부산가톨릭대학교 보건과학대학 병원경영학과 부교수

� 2주제�산재근로자의�건강과�삶의�질�

66

산업재해로 인해 삶의 도중에 장애를 입은 경우 심리적, 생활적 문제에 직면하게 되며, 사고가 발

생했던 직장과의 대립, 가족, 타임과 관계 유지의 어려움과 같은 사회적 고립을 격기도 한다(장정미 등,

2009) 특히, 산재장애인의 경우 일반 장애인, 특히 선천성 장애인이나 조기 장애인과 비교 하였을 때

첫째, 신체적으로나 심리적으로 이를 수용하기 어려워하며 적응상의 어려움을 보인다. 둘째, 국가나 기

업, 사회에 대한 보상심리가 강하다. 셋째, 전문 기술 및 직장경험이 있고 직장복직에 대한 의욕이 높다.

넷째, 산재장애인의 문제는 산재장애인 당사자의 문제로 국한되지 않고 가족문제로 확산되는 경우가 높

다(윤조덕 등, 2001).

산재장애인은 사고나 질병으로 치료가 종결된 이후에도 다양한 사회적 관심이 필요하다. 특히 건강

의 경우 각 국가에서는 여건에 맞추어 사회구성원 누구를 막론하고 필요할 때 소득에 관계없이 적절한

의료서비스를 이용할 수 있도록 제도적 장치를 마련하여 시행하고 있다(Hurst, 1994). 즉 모든 국가의

보건의료정책은 특정 개인이나 그룹에 대한 건강증진뿐만 아니라 국민 전체의 건강보호와 보건의료서비

스에서의 접근이 공평하게 보장되어야 함이 궁극적인 목표이며, 이를 위해서는 국민 개개인의 소득이나

사회지위에 상관없이 의료서비스를 이용할 수 있어야 한다(최령 등, 2013). 건강은 바라보는 관점에 따

라 질병의 유무, 생체 징후와 같은 객관적인 지표로 나타나는 객관적인 건강과 스스로 건강에 대해 평

가하는 주관적 건강으로 나누어 생각할 수 있으며(오영희, 2005; 정순돌 외, 2013), 특히 주관적 건강상

태는 임상적 건강수준과 함께 일반적인 건강수준을 반영하는 지표중 하나로 간주되고 있다(오영희 등,

2006).

한편, 주관적 계층인식이(지위)란 개인 스스로가 자신이 어떠한 계급 또는 계층에 속한다고 느끼는

일종의 귀속의식으로 사회의 위계속에서 자신의 위치를 자리매김하거나, 특정 계층지위에 주관적인 일

체감을 귀속시키는 것으로 정의하고 있다(이병훈과 윤정향, 2006). 추상적 개념론이나 추상적 계급론의

관점이 아니라 사회속의 개인들은 구체적으로 어떻게 나와 남을 구분하는가라는 소박한 의문에서 출발

하여, 사회의 변화에 따라 이러한 개인들의 주관적 계층인식은 어떠한 변화를 보이는가에 대하여 관심

을 갖게 되었다(이혜경, 1993). Warner 등(1941)과 Centers(1949)는 실제 사회속의 사람들은 어떠한 계

층인식을 하고 있으며, 가치관과 태도 및 행위에 어떠한 영향을 주고, 현대 산업사회의 발전에 따라 주

관적 계층인식은 어떻게 변화하는지에 관해 연구를 하였다. 이러한 변화에 따라 Schelsky는 현대 산업

사회는 중산층으로 평준화된 사회가 될 것이라고 전망하였으며(Dahrendorf, 1959; 이혜경, 1993에서

재인용), Adler 등(2000)은 건강관의 연관성을 살피는 데 있어 주관적 계층인식이 객관적인 사회경제적

지위와 같은 지표보다 민감하고 포괄적인 지표라고 하였다.

사회경제적 지위 인식(주관적 계층인식)에 과한 선행연구를 살펴보면, 이혜경(1993)은 1991년 사회

조사통계자료를 이용하여 연구에서 한국인은 생활수준, 소득 등에 의하여 나와 남을 구분하는 ‘계층적

시각’을 가지고 있으며, 직업보다는 교육정도에 따라 자신과 남을 구분하고 있는 것으로 나타났다. 그리

고 한국 가구주의 주관적 계층인식은 자신과 배우자의 객관적 지위를 함께 고려하여 결정하고 있는 것

으로 나타났다.

Adler 등(2000)은 미국 백인 여성을 대상으로 객관적 지위와 주관적 지위 사이의 관련성에 관한

연구에서 객관적 지위에 비해 주관적 지위가 높을수록 심리적 기능과 주관적 건강상태가 높았으며, 객

관적 지위보다 강한 관련성이 있는 것으로 분석되었다.

조동기(2006)는 한국사회학회가 2006년 8월1일부터 20일간 시행한 ‘한국중산층 총 조사’ 자료를

활용하여 로지스틱 회귀분석모형으로 분석한 결과 객관적 중산층 비율과 주관적 중간계층 귀속 비율간

의 괴리 정도가 지역별로 상이하게 나타났다. 중산층 귀속 여부는 주택 소유 변수에 의해 매우 큰 영향



을 받는 것으로 나타났으며 주택 소유를 제외하면 소득, 교육, 직업과 같은 객관적 지표보다는 주관적

소득수준과 주관적 재산 정도와 같은 주관적 지표가 보다 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다.

오현복(2010)은 고령화패널조사 2차 자료를 활용하여 분석한 결과 주관적으로 인지하는 계층의식

이 하층에 비해 중층 상층에 속한다고 인지할수록 건강상태를 만족하는 것으로 분석되었다.

최령 등(2013)은 한국의료패널의 원자료 중 2009년 연간통합데이터를 활용하여 분석한 결과 주관

적 계층인식이 낮을수록 외래의료비가 증가하는 것으로 분석되었다. 외래의료이용 결정요인으로 연령,

외래 및 입원상병진단이 유의한 요인이었으며, 입원의료이용 결정요인으로 혼인상태, 일자리유형, 스트

레스인지, 입원상병진단이 유의한 요인으로 분석되었다.

이상의 연구에서 살펴보았듯이 국내에서의 연구는 일반 성인만을 대상으로 주관적 계층인식에 따

라 건강상태나 의료이용에 관한 것만 논의 하였으며, 산재장애인을 대상으로 사회경제적 지위 인식에

관한 연구는 전무하다. 이에 본 연구는 산업재해로 인해 삶의 도중에 장해를 입어 신체적‧정신적‧생활적

변화에 직면하게 되는 산재장애인을 대상으로 객관적 소득분위와 개인 스스로 인식하고 있는 사회경제

적 지위 인식이 어느 정도 일치하는지를 확인하고, 사회경제적 지위 인식이 주관적 건강상태에 미치는

영향을 분석함으로써 산재보험정책에 필요한 기초자료를 제공하고자 한다.

II. 연구방법

본 연구는 근로복지공단에서 실시한 산재보험패널(Panel Study of Worker's Compensation

Insurance, PSWCI) 자료 중 3차 자료(2015년)를 활용하였다. 산재보험패널조사의 조사대상은 업무상재

해를 경험한 이후 2012년도에 요양을 종결한 근로자 89,921명을 목표 모집단으로 하였다. 그중 주소불

명, 외국인 및 제주도 거주자를 제외한 82,493명의 조사 모집단 중 2,000명(산재장해인 1,650명, 장해가

없는 산재근로자 350명)을 표본으로 1년(매년 8월～10월)을 주기로 전문면접원이 방문하여 컴퓨터를 이

용한 대인면접방법(CAPI)으로 시행되고 있다. 3차 자료는 2015년 8월부터 10월까지 3개월 동안 실시되

었으며, 산재장애등급을 받은 근로자 중 무응답 및 결측값을 제외한 총 1,398명을 최종 분석대상으로

하였다.

2.� 측정변수

1)� 주관적�건강상태

건강상태는 개인의 지각과 사회문화적 요인의 상호작용에 의해 형성되는 상대적이며 다양한 측면

고려된다(김진영, 2007; 이미숙, 2009). 이에 본 연구에서는 “현재OOO님의 전반적인 건강상태는 어떻

습니까?”의 문항을 이용하였으며, “1. 매우 좋지 않다, 2. 좋지 않은 편이다, 3. 좋은 편이다, 4. 매우 좋

다”로 응답할 수 있었다. 회귀분석을 위해 ‘0=좋지 않다, 1=좋다’로 더미 처리하여 분석에 사용하였다.


68

2)� 소득분위

소득수준에 따라 건강수준에 차이가 있다는 사실이 여러 연구를 통해 지적되어 왔다(van

Doorslaer & Koolaman, 2004; 이용재와 김승연, 2006; 김동영, 2012). 3차 자료는 2014년 한 해의 소

득으로 근로소득과 근로외 소득으로 구분되어 있다. 근로소득은 임금소득과 사업소득, 근로외 소득은 사

회보험급여, 재산소득, 이전소득(사적/공적), 기타로 구성되어있다. 본 연구에서는 근로소득과 근로외 소

득 모두를 적용하였으며, 산출된 소득을 기준으로 순위를 구하여 총 5분위(20%)로 나누었다. 1분위 집

단을 가장 소득이 낮은 집단으로, 5분위 집단을 소득이 가장 높은 집단으로 하였다.

3)� 사회경제적�지위�인식

건강의 불평등에 있어서 물질적인 측면에 비해 심리적 인과관계는 주관적으로 속한다고 인지하는

사회계층이 객관적인 사회적 지위보다 건강에 더 강력한 결정요인으로 예측된다(Macleod 등, 2005; 유

소이, 2006에서 재인용). 주관적으로 인지하고 있는 계층이 높을수록 주관적 건강 혹은 신체적 건강 수

준이 양호하다는 연구(Hu 등, 2005)와 주관적 계층 의식이 높을수록 의료비 지출이 낮다는 연구결과

(최령 등, 2013)를 보고하였다. 이에 본 연구에서는 “소득이나 직업, 교육, 재산 등을 고려할 때 현재

OOO님의 사회경제적 지위가 다음 중 어디에 속한다고 생각하십니까?”의 문항을 이용하였으며, “1=상

층, 2=중상층, 3=중하층, 4=하층”의 4점 척도로 구성되어 있는 것을 그대로 사용하였다.

4)� 일반적�특성

본 연구에서 사용한 일반적 특성 변수중 성별은 ‘남성=0’, ‘여성=1’, 연령은 ‘≤20대=0’, ‘30대=1’,

‘40대=2’, ‘50대=3’, ‘60대≤=4’, 혼인상태는 ‘기타=0’, ‘미혼=1’, ‘혼인=2’, 가구원수는 응답자를 포함하

여 ‘1명=0’, ‘2명=1’, ‘3명=2’, ‘4명=3’, ‘5명≤=4’로 구성하였다. 만성질환은 ‘있다=0’, ‘없다=1’, 요양기

간은 산재로 인한 요양기간을 의미하며 ‘≤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’, ‘13～14등급=4’, 경제활동상태는 ‘비경제활동=0’, ‘원직장복직=1’, ‘재취업=2’, ‘자영업=3’으

로 구성하였다.

5)� 분석방법

자료분석은 SPSS 22.0을 이용하여 연구대상들의 일반적 특성을 알아보기 위하여 빈도분석과 기술

적 통계를 통한 백분율을 하였다. 소득분위와 사회경제적 지위 인식 특성과 관련성을 검증하고, 일반적

특성과 주관적 건강상태와의 관련성을 검증하기 위하여 χ2-test를 하였다. 주요 변수들 간의 상관관계

분석을 하였으며, 사회경제적 지위 인식에 따른 주관적 건강상태 영향 요인을 파악하기 이하여 로지스

틱 회귀분석을 실시하였다. 모든 검중을 p=005에 대해 유의성을 검토하였고, 유의수준은 95%신뢰구간

으로 하였다.



구분 N %

성별남성 1189 85.1

여성 209 14.9

연령

≤20대 37 2.6

30대 149 10.7

40대 338 24.2

50대 501 35.8

60대≤ 373 26.7

혼인상태

기타 213 15.2

미혼 169 12.1

혼인 1016 72.7

가구원수

1명 215 15.4

2명 400 28.6

3명 303 21.7

4명 373 26.7

5명≤ 107 7.7

학력

≤초졸 295 21.1

중졸 272 19.5

고졸 628 44.9

대졸≤ 203 14.5

만성질환있다 412 29.5

없다 986 70.5

요양기간

≤3개월 109 7.8

3개월<～≤6개월 614 43.9

6개월<～≤9개월 375 26.8

9개월<～≤1년 136 9.7

1년<초과～≤2년 121 8.7

2년< 43 3.1

<표� 1> 연구대상자의�일반적�특성(단위: %)

III. 연구결과

1.� 연구대상자의�일반적�특성

연구대상자의 일반적 특성은 남성이 85.1%, 연령은 50대가 35.8%로 가장 많았으며, 60대 이상이

26.7%, 40대가 24.2%, 30대가 10.7%, 20대 이하가 2.6% 순의 분포를 보였다. 혼인상태는 혼인이

72.7%, 가구원수는 2명이 28.6%로 가장 많았으며, 학력은 고졸 44.9%, 초졸 이하 21.1%, 중졸 19.5%

순의 분포를 보였다. 요양기간은 3초과～6개월 이하가 43.9%로 가장 많았으며, 6개월 초과～9개월 이

하 26.8%, 장해등급은 10～12등급이 49.3%, 13～14등급이 34.2%, 8～9등급이 9.7%, 경제활동상태는

재취업은 44.7%로 가장 많았으며, 원직장복직은 28.8%, 비경제활동 21.0%, 자영업 5.4% 순 이었다.

소득은 4분위 26.5로 가장 많았으며, 1분위 21.5%, 5분위 19.3%, 3분위 16.8, 2분위 16.0% 순 이었다

<표 1>.


70

구분 N %

장해등급

1～3등급 25 1.8

4～7등급 70 5.0

8～9등급 136 9.7

10～12등급 689 49.3

13～14등급 478 34.2

경제활동상태

비경제활동 294 21.0

원직장복직 403 28.8

재취업 625 44.7

자영업 76 5.4

소득분위

1분위 300 21.5

2분위 223 16.0

3분위 235 16.8

4분위 370 26.5

5분위 270 19.3

상층 1398 100.0

구분소득분위

1분위 2분위 3분위 4분위 5분위 합 χ2(p)

사회경제적 지위 인식

상층0

(0.0)0

(0.0)0

(0.0)0

(0.0)0

(0.0)0

(0.0)211.562(<.001)

중상층8

(2.7)6

(2.7)8

(3.4)20

(5.4)49

(18.1)91

(6.5)

중하층118

(39.3)88

(39.5)113

(48.1)235

(63.5)185

(68.5)739

(52.9)

하층174

(58.0)129

(57.8)114

(48.5)115

(31.1)36

(13.3)568

(40.6)

합계300

(100.0)223

(100.0)235

(100.0)370

(100.0)270

(100.0)1398

(100.0)

<표� 2> 소득분위과�사회경제적�지위�인식�특성(단위: %)

2.� 소득분위와�사회경제적�지위�인식�특성

소득분위와 사회경제적 지위 인식이 어느 정도 일치하는지 분석한 결과 사회경제적 지위를 상층으

로 인식하는 분위는 전혀 없었다. 소득1분위, 2분위 그리고 3분위는 사회경제적 지위를 하층(58.0%,

57.8%, 48.5%)과 중하층 순으로, 소득분위 4분위와 5분위는 중하층(63.5%, 68.5%)과 하층 순이었으며,

통계적으로 유의한 차이가 있었다<표 2>.



구분

주관적 건강상태

χ2(p)

좋지않다 좋다 합

성별남성 475(82.0) 714(87.2) 1,189(85.1) 7.052(.005)

여성 104(18.0) 105(12.8) 209(14.9)

연령

≤20대 5(0.9) 32(3.9) 37(2.6) 88.163(<.001)

30대 30(5.2) 119(14.5) 149(10.7)

40대 112(19.3) 226(27.6) 338(24.2)

50대 219(37.8) 282(34.4) 501(35.8)

60대≤ 213(36.8) 160(19.5) 373(26.7)

혼인상태

기타 120(20.7) 93(11.4) 213(15.2) 31.732(<.001)

미혼 48(8.3) 121(14.8) 169(12.1)

혼인 411(71.0) 605(73.9) 1016(72.7)

가구원수

1명 100(17.3) 115(14.0) 215(15.4) 37.285(<.001)

2명 202(34.9) 198(24.2) 400(28.6)

3명 128(22.1) 175(21.4) 303(21.7)

4명 116(20.0) 257(31.4) 373(26.7)

5명≤ 33(5.7) 74(9.0) 107(7.7)

<표� 3> 주관적�건강상태�특성(단위: %)

3.� 주관적�건강상태�특성

주관적 건강상태에 따른 일반적 특징을 분석한 결과 주관적 건강상태가 ‘좋지않다’의 경우 남성

(82.0%)이 여성보다 많았다. 연령은 50대(37.8%), 60대(36.8%)순, 학력은 고졸(37.8%), 초졸(31.1)순,

요양기간은 3개월 초과～6개월 미만(39.4%), 6개월 초과～9개월 미만(26.1%)순 이었다. 소득은 1분위

(34.7%), 2분위(21.4%)순, 사회경제적 지위 인식은 하층(55.4), 중하층(41.5%)순으로 많았다.

주관적 건강상태가 ‘좋다’의 경우 성(87.2%)이 여성보다 많았다. 50대(34.4%), 40대(27.6%)순, 학

력은 고졸(49.9%), 대졸이상(18.9%)순, 요양기간은 3개월 초과～6개월 미만(47.1%), 6개월 초과～9개월

미만(27.4%)순 이었다. 소득은 4분위(32.6%), 5분위(25.4%)순, 사회경제적 지위 인식은 중하층(60.9),

하층(30.2%)순으로 많았다.

성별, 연령, 혼인상태, 가구원수, 학력, 만성질환, 요양기간, 장해등급, 경제활동상태, 소득분위, 사회

경제적 지위 인식의 모든 변수가 주관적 건강상태와 관련성이 있는 것으로 분석되었다<표 3>.


72

구분

주관적 건강상태

χ2(p)

좋지않다 좋다 합

학력

≤초졸 180(31.1) 115(14.0) 295(21.1) 89.888(<.001)

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)

만성질환있다 275(47.5) 137(16.7) 412(29.5) 154.487(<.001)

없다 304(52.5) 682(83.3) 986(70.5)

요양기간

≤3개월 24(4.1) 85(10.4) 109(7.8) 65.418(<.001)

3개월<～≤6개월 228(39.4) 386(47.1) 614(43.9)

6개월<～≤9개월 151(26.1) 224(27.4) 375(26.8)

9개월<～≤1년 71(12.3) 65(7.9) 136(9.7)

1년<초과～≤2년 73(12.6) 48(5.9) 121(8.7)

2년< 32(5.5) 11(1.3) 43(3.1)

장해등급

1～3등급 22(3.8) 3(0.4) 25(1.8) 54.601(<.001)

4～7등급 48(8.3) 22(2.7) 70(5.0)

8～9등급 65(11.2) 71(8.7) 136(9.7)

10～12등급 27(47.8) 412(50.3) 689(49.3)

13～14등급 167(28.8) 311(38.0) 478(34.2)

경제활동상태

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)

소득분위

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)

사회경제적 지위 인식

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



구분 성별 연령혼인상태

가구원수

학력만성질환

요양기간

장해등급

경제활동상태

소득분위

사회경제적 지위인식

성별 1

연령 .143*** 1

혼인상태 -.127*** .076** 1

가구원수 -.085** -.214*** .495*** 1

학력 -.163*** -.546*** .054* .244*** 1

만성질환 -.063* -.289*** -.009 .108*** .259*** 1

요양기간 -.063* .031 -.004 -.040 -.018 -.048 1

장해등급 .056* -.060* -.013 .024 .011 .062* -.488** 1

경제 활동상태 .101*** .208*** -.082** -.171*** -.216*** -.218*** .243*** -.216*** 1

소득분위 -.311*** -.296*** .157*** .251*** .361*** .202*** -.097*** .074** 1

사회경제적지위 인식

.026 .137*** -.253*** -.248*** -.232*** -.077** .030 -.060* .250*** -.348*** 1

주) *: p<.05, **: p<.01, ***: p<.001

<표� 4> 변수간�상관관계�특성

4.� 변수간�상관관계�특성

사회경제적 지위 인식과 변수들 간 상관관계를 분석한 결과 연령은 .137(p<.001), 경제활동상태는

.250(p<.001) 정(+)의 상관관계를 보였다. 혼인상태는 -.253(p<.001), 가구원수는 -.248(p<.001), 만성

질환은 -.077(p<.01), 장해등급은 -.060(p<.05), 소득분위는 -.348(p<.001)으로 부(-)의 상관관계를 보

였으며, 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 분석되었다<표 4>.

5.� 주관적�건강상태�영향�요인

주관적 건강상태에 영향을 미치는 요인을 분석한 결과 ‘Model 1'의 경우 연령이 높을수록 주관적

건강상태가 좋을 확률이 낮은 것으로, 학력은 ‘초졸 이하’에 비해 ‘대졸이상’이 1.90배, 만성질환은 ‘있

다’에 비해 ‘없다’가 3.48배 건강상태에 ‘좋다’고 영향을 주는 것으로 분석되었다. 요양기간이 3개월 초

과～2년 이하 일수록 주관적 건강상태가 좋을 확률이 낮은 것으로, 경제활동상태는 ‘비경제활동’에 비해

‘원직장복직’은 4.44배, ‘재취업’은 1.98배, 소득분위는 ‘1분위’에 비해 ‘3분위’는 1.76배, ‘4분위’는 2.24

배, ‘5분위’는 2.43배 건강상태가 좋은 것으로 분석되었다.

‘Model 2'의 경우 연령이 높을수록 주관적 건강상태가 좋을 확률이 낮은 것으로, 만성질환은 ‘있

다’에 비해 ‘없다’가 3.60배 건강상태에 ‘좋다’고 영향을 주는 것으로 분석되었다. 요양기간이 3개월 초

과～2년 이하 일수록 주관적 건강상태가 좋을 확률이 낮은 것으로 분석되었다. 경제활동상태는 ‘비경제

활동’에 비해 ‘원직장복직’은 4.03배, ‘재취업’은 1.94배, 소득분위는 ‘1분위’에 비해 ‘3분위’는 1.75배, ‘4

분위’는 2.02배, ‘5분위’는 1.91배, 사회경제적 지위 인식은 ‘하층’에 비해 ‘중하층’은 1.88배, ‘중상층’은

2.55배 건강상태가 좋은 것으로 분석되었다. Model 1과 Model 2에서 모든 변수가 통계적으로 유의한

차이가 있었으며, Model 1에 비해 Model 2에서 모형 적합도가 개선된 것으로 분석되었다.


74

구분Model 1 Model 2

OR 95% CI OR 95% CI

성별남성 1 1여성 1.229 .844-1.790 1.113 .759-1.633

연령

≤20대 1 130대 .258* .081-.824 .279* .088-.88640대 .189** .061-.589 .221** .071-.68450대 .162** .051-.512 .180** .057-.566

60대≤ .210** .064-.687 .221* .068-.721

혼인상태기타 1 1미혼 1.682 .952-2.973 1.487 .833-2.655혼인 1.503 .963-2.344 1.322 .840-2.079

가구원수

1명 1 12명 .973 .589-1.608 .896 .538-1.4943명 .989 .589-1.658 .898 .530-1.5234명 1.072 .611-1.882 .944 .533-1.672

5명≤ 1.120 .559-2.245 1.001 .493-2.030

학력

≤초졸 1 1중졸 1.164 .787-1.721 1.112 .749-1.651고졸 1.374 .936-2.018 1.284 .870-1.895

대졸≤ 1.900* 1.132-3.819 1.655 .987-2.801

만성질환있다 1 1없다 3.481*** 2.613-4.637 3.605*** 2.694-4.824

요양기간

≤3개월 1 13개월<～≤6개월 .506* .294-.871 .507* .293-.8756개월<～≤9개월 .564* .319-.996 .552* .311-.9809개월<～≤1년 .286*** .149-.546 .286*** .149-.5501년<～≤2년 .260*** .130-.521 .236*** .116-.477

2년< .400 .134-1.187 .401 .134-1.196

장해등급

1～3등급 1 14～7등급 1.213 .253-5.812 1.280 .262-6.2618～9등급 3.508 .732-16.804 3.682 .749-18.106

10～12등급 3.736 .799-17.461 3.803 .793-18.24113～14등급 3.949 .836-18.663 4.088 .843-19.832

경제활동

상태

비경제활동 1 1원직장복직 4.445*** 2.745-7.197 4.033*** 2.476-6.570

재취업 1.985** 1.329-2.963 1.942** 1.294-2.915자영업 1.607 .865-2.986 1.475 .789-2.756

소득분위

1분위 1 12분위 1.205 .780-1.862 1.231 .792-1.9123분위 1.764* 1.119-2.781 1.751* 1.106-2.7734분위 2.240*** 1.430-3.508 2.026** 1.285-3.1945분위 2.433** 1.460-4.056 1.915* 1.132-3.240

사회경제적

지위 인식

중상층 2.550** 1.341-4.848증하층 1.886*** 1.417-2.509하층 1

Wald χ2 435.434*** 456.839***-2LogL 1461.199 1439.794

주) *: p<.05, **: p<.01, ***: p<.001

<표� 5> 사회경제적�지위�인식이�주관적�건강상태에�미치는�영향



IV. 결론�및�제언

주관적 계층의식은 사회 구조 속에서 스스로가 자신의 위치를 인지하고 판단하는 것으로, 스스로가

속한다고 느끼는 계층이나 계급이 공유하는 생활양식이나 태도, 행동 등의 실천으로 이어지는데, 이는

건강행동과도 연결될 수 있다는 점에서 중요하다(Baum 등, 1999). 이에 본 연구는 산재장애인을 대상

으로 객관적 소득분위와 일상적인 삶에서 생활양식과 나와 남의 처지를 구분하는 사회경제적 지위 인식

을 범주화하여 어느 정도 일치하는지를 확인하고, 일반적 특성과 주관적 건강상태와의 관련성 및 사회

경제적 지위 인식이 주관적 건강상태에 미치는 영향을 분석하고자 하였다.

첫째, 소득분위와 사회경제적 지위 인식 일치 정도를 분석한 결과 모든 소득분위에서 사회경제적

지위 상층으로 인식하는 분위는 없었다. 소득1분위, 2분위, 3분위는 사회경제적 지위를 하층으로, 소득

분위 4분위, 5분위는 중하층으로 인식하는 것으로 분석되었다. 최령 등(2013)의 연구에 의하면 주관적

계층인식 1분위는 소득계층 2분위, 주관적 계층인식 2분위는 소득계층 2분위, 주관적 계층인식 3분위는

소득계층 3분위, 주관적 계층인식 4분위는 소득계층 3분위, 주관적 계층인식 5분위는 소득계층 5분위로

인식하고 있는 것으로 분석되어 주관적 계층인식 1분위를 제외한 소득계층과 주관적 계층인식이 일치하

였다. 반면, 박지은 등(2015)의 연구에 의하면 객관적 소득1분위와 2분위는 절대다수가 하위층 혹은 중

하위층에 속한다고 인식하였으며, 객관적 소득4분위 가구의 60.1%와 소득5분위 가구의 39.0%가 본인의

가구를 하위층 혹은 중하위층, 51.8%는 중간층으로 인식하는 것으로 분석되어 본 연구와 상당부분 일

치하였다. 또한 상위 소득분위에서 조차 지위를 상층이 아닌 중상층 이하로 인식한다는 것은 한국에서

의 계층 양극화 현상이 객관적인 조건의 변화보다는 주관적인 인식의 변화를 보여주는 것이며(조동기,

2006), 객관적 소득분위 대비 주관적 지위 인식이 낮게 나타나는 현상은 남과 비교되면서 느끼는 상대

적 박탈감과 산업재해로 기인한 장애 때문에 격계되는 심리적‧경제적 활동 등 다양한 요인들로 인한 결

과로 해석된다. 특히, 산재장애인은 근로소득 등 자산만을 가지고 지위를 인식하기보다는 개인의 인식,

경제활동상태, 교육 등 다양한 심리사회적 요인을 고려하여 지위를 인식하고 있다는 것을 확인할 수 있

다.

둘째, 사회경제적 지위 인식이 주관적 건강상태에 미치는 영향을 분석한 결과 Model 1과2에서 연

령이 증가할수록, 요양기간이 증가할수록 주관적 건강상태가 좋아질 확률은 낮아질 것으로 분석되었다.

경제활동은 비경제활동에 비해 원직장복직은 4.44배와 4.03배, 재취업은 1.98배와 1.94배 주관적 건강상

태가 높은 것으로 분석되었다. 소득분위는 Model 1의 경우 1분위에 비해 2분위는 1.20배, 3분위는

1.76배, 4분위는 2.24배, 5분위는 2.43배 높은 것으로 분석되었으며, Model 2의 경우 1분위에 비해 수

록 2분위는 1.23배, 3분위는 1.75배, 4분위는 2.02배, 5분위는 21.91배 높은 것으로 분석되었다. 매개변

수로 사용된 사회경제적 지위 인식은 하층에 비해 중하층은 1.88배, 중상층은 2.55배 높은 것으로 분석

되었다. 이러한 결과는 연령이 높을수록, 만성질환 수가 많을수록, 소득수준이 낮을수록 주관적 건강상

태가 나빠질 수 있다는 양동욱(2014)의 연구와 주관적 계층 의식이 낮을수록 의료비 증가와 주관적 건

강상태가 나빠질 수 있다는 선행연구와 일치하였다(오현복, 2010; 최령, 2013; 양동욱, 2014). 한편, 정

강화(2008)는 산재장애인을 대상으로 한 연구에서 사회적 지지가 낮을수록 심리적 건강이 좋지 않은 것

으로 분석하였으며, 김미옥 등(2013)은 산재근로자의 정신건강 위험군 요인에 관한 연구에서 요양기간

이 길어질수록 정신건강 위험군이 될 가능성이 더 높다고 분석하였다.

이러한 결과는 주관적 건강상태에 미치는 영향 요인들에 대해 상기해 볼 필요가 있다. 본 연구 및


76

참고문헌

고용노동부, 2016, 『2016년도 산재보험제도개요』

김동영. 2012. “소득수준별 건강상태에 따른 보건의료서비스 이용 격차 분석”, 『사회과학연구』,

36(1):119-156.

김미옥, 2013, “산재근로자의 정신건강 위험군 예측 요인”, 『한국장애인복지학』 22, 225-248.

김진영, 200,. "사회경제적 지위와 건강의 관계: 연령에 따른 변화를 중심으로",『한국사회학』

41(3), 127-153.

박지은, 권순만, 2015, “객관적 소득계층과 주관적 소득계층의 불일치와 건강 간의 연관성: 주관적

건강과 우울을 중심으로”, 『보건과 사회과학』38, 95-121.

오영희, 배화옥, 김윤,. 2006, “우리나라 노인의 주관적 건강인식과 신체적 및 정신적 기능상태의

관련성 연구”, 『한국노년학』 26(3), 467-476.

오현복, 2010, “사회경제적지위에 대한 주관적 인지가 삶의 질에 미치는 영향”, 석사학위논문,

서울대학교 대학원

유소이(2006). 『주관적으로 인지하는 사회계층별 건강상태 및 건강관리 행동 분석』.

소비문화연구, 9(2):167-185.

윤조덕, 박수경, 박정란, 권선진, 이현주, 진혜랑, 2001, 『산재보험 재활사업의 중장기 발전전략』,

한국노동연구원 1-237.

이미숙, 2009, "고령화연구패널자료를 이용한 노년기 건강불평등의 구조 분석", 『보건과

사회과학』 25, 5-32.

이병훈, 윤정향, 2006, “사회계층의식의 변동에 관한 연구”, 『경제와 사회』 70, 111-140.

이용재, 김승연. 2006. “소득계층별 건강보험 본인부담과 이용의 형평성”. 『사회복지정책』,

24:173-199.

선행연구 결과에서 객관적인 사회경제적 지표인 학력, 경제활동, 소득분위 등이 영향력이 크지만, 경제

활동단절 및 원직장복직에 대한 불확실, 신체적‧심리적 수용 및 적응 어려움 등 산재장애인의 특수적인

상황이 사회경제적 지위를 인식하는데 반영된 것으로 사료된다. 따라서, 산재승인과 장해등급 등을 결정

하는 근로복지공단, 산재요양을 담당하는 공공‧민간의료기관 그리고 산업체에서는 산재근로자들의 상대

적 박탈감을 줄이고, 성공적인 원직장복직(재취업)과 사회적 지지를 향상시킬 수 있도록 보건학적 접근,

산재보험 및 보상정책, 그리고 재정적인 지원 등이 필요할 것이다.

본 연구의 제한점으로는 제3차 자료만을 활용함으로써 패널 자료의 특성을 반영하지 못하였으며,

주관적 건강상태에 영향을 주는 산재장애인의 다양한 변수들을 고려하지 못하였다. 향후 3개년도의 자

료를 활용 시계열 분석을 통한 사회경제적 지위 인식과 소득분위와 사회경제적 지위 인식의 일치정도

변화양상을 알아보는 연구도 제언한다.



이혜경. 1993. “한국인의 주관적 계층인식”. 『사회과학연구』, 8:77-96.

장정미, 최남희, 강현숙, 박선희, 2009, “산업재해 근로자의 사건충격, 불안 및 우울 수준”,

『지역사회간호학회지』20(2), 234-242.

정강화, 2008, “산재장애인의 삶의 질에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”, 석사학위논문,

동국대학교 대학원.

정순돌, 김유휘, 최혜지, 2013, “사회경제적 자원과 건강의 관계: 노인집단과 다른 연령집단 비교”,

『보건사회연구』 33(2), 63-90.

조동기(2006). 『중산층의 사회인구학적 특성과 주관적 계층인식』, 한국인구학 29(3):89-109.

최령, 박재용, 황병덕, 2013, “소득계층과 주관적 계층인식에 따른 의료이용: 한국의료패널 자료를

중심으로” 『보건과 사회과학』 33, 85-107.

Alder N.E., Epel E.S., Castellazzo G., Ickovics J.R., 2000, "Relationship of subjective and

objective social status with psychological and physiological functioning: preliminary data in

health white women", Health Psychology 19(6), 586-592.

Baum, A., Garofalo, J.P., Yall, A., 1999, “Socioeconomic status and chronic stress: Does stress

account for SES effects on health?, Annals of the New York Academy of Sciences 30(1),

129-141.

Hu P., Adler N.E., Goldman N., Weinstein M., Seeman T.E., 2005, "Relationship between

subjective social status and measures of health in older Taiwanese persons", Journa of the

American Geriatrics Society 53(3), 483-488.

Hurst, J.(1994). “The NHS reforms in an international context, Reforming Health Care

Systems, Culyer, A. J. Wagstaff, A. E(ed.)”, dward Elgar, 26-34.

van Doorslaer E., Koolman, X. 2004. "Explaining the differences in income related health

inequalities across European Countries". Health Economics, 13(7):609-628.

http://www.kosha.or.kr/www/boardView.do?contentId=358517&menuId=554&boardType=A2.

안전보건공단, 2014.


2-2.�산재근로자의� �산재�재활서비스�욕구�유형 79

2-2

산재근로자의 산재재활서비스 욕구 유형

전동일*

요� � 약

본� 연구는� 산재근로자의� 산재재활서비스� 욕구를� 잠재프로파일분석을� 이용하여� 유형화하고� 욕

구�유형�특성을�분석하는데�목적이�있다. 분석�결과�산재재활서비스�욕구�유형은�무관심형, 저욕구형, 재취업욕구형, 사회복귀형, 고욕구형이�도출되었다. 무관심형은�근로기간과�요양기간이�가장�짧은�비숙련�산재근로자�집단이며�저욕구형은�다섯�개�유형의�집단의�중간적인�집단으로, 재취업욕구형은�재취업서비스�욕구만�있는�비숙련�고령�집단이었다. 사회복귀형과�고욕구형은�재활서비스이용률이�높고�요양기간도�긴�집단인�특성을�가지고�있다. 이러한�결과는�요양�초기�홍보를�집중할�필요가�있고, 첫�재활서비스�이용�경험이�후속�재활서비스�욕구나�이용의�마중물과�같은�역할을�함을�의미한다.

I. 서론

본 연구는 산재근로자의 재활서비스 욕구를 파악하는데 있다. 서비스에 대한 욕구가 이용으로 연결

되기 위해 다양한 조건들이 충족되어야 하지만, 개인에 따라 재활서비스에 대한 욕구가 다를 수 있다.

근로복지공단은 다양한 산재재활서비스를 제공하고 있다. 사회복귀를 목적으로 한 산재재활서비스

가 본격적으로 제공을 위해 다양한 노력들이 있어 왔다. 서비스 제공자는 서비스별 서비스 비용이나 절

차 등의 차이로 인해 서비스 내용별로 구분하는 경향이 있다. 그러나 서비스 수요자는 선택하지 않음을

포함하여 본인의 입장에서 복수개의 서비스를 선택할 수 있다. 비용적 제약 이외에도 시간적 제약으로

인해 서비스 이용자는 서비스를 무한적 선택하지 않는다. 또한 산재재활서비스가 본인의 목적에 부합하

는지에 대한 정보를 바탕으로 서비스 이용 여부를 선택하게 된다. 또한, 서비스 이용으로 인해 수입의

감소와 사회복귀까지의 시간 지연 등 기회 비용이 발생할 수 있다. 정보가 충분하게 제공되었다는 것을

전제로 서비스 이용자는 자신의 여건에 따라 합리적인 선택을 할 것이다.

이러한 가정하에서 산재근로자의 산재재활서비스에 대한 욕구를 파악하기 위해단위 서비스별로 접

근하는 것은 실효성이 약하다. 오히려 서비스의 묶음(패키지)별로 어떠한 조합으로 선호가 나타나는지

살펴볼 필요가 있다. 이러한 선택은 모든 산재재활서비스에 대해 선호하지 않을 수도 있는 집단이 존재

할 수 있다. 패키지(욕구 유형)에 따라 구분할 수 있다면 산재재활서비스 개발이나 홍보 방향에 대해 함

의를 제공받을 수 있을 것이다.

* 강원대학교 사회복지학과 조교수


80

본 연구는 재활서비스 욕구에 대한 이해를 위해 필요 산재재활서비스를 유형화하고, 산재재활서비

스 욕구 유형별 특성을 분석하는데 목적이 있다.

이러한 연구목적을 달성하기 위한 연구문제는 다음과 같다.

첫째, 산재근로자의 필요한 산재재활서비스 욕구 유형은 어떠한가.

둘째, 산재재활서비스 욕구 유형별 구분되는 특성이 존재하는가.

II. 문헌�검토

1.� 산재재활서비스

산재재활서비스 뿐 아니라 사회서비스는 욕구와 이용간의 격차가 크게 나타나는 특징이 있다. 산재

재활서비스에 대한 이용 의사가 있다(felt need)고 하더라도 모든 산재장해인이 표출(expressed need)하

지는 않는다. 일반적으로 표출욕구는 인지욕구보다 낮은 나타나는 경향이 있다. 산재재활서비스와 같은

사회서비스는 기회 비용을 발생시킨다. 요양이 종료된 산재장해인이더라도 산재재활서비스를 이용하게

되면, 취업을 할 수 없게 되거나, 여가를 포기하거나 시간을 줄여야 하기 때문이다. 서비스 이용하려면

욕구요인(need factors) 이외에 개인적 성향을 나타내는 소인요인(predisposing factors)와 더불어 이용할

수 있는 동기, 재정, 시간, 장소 등을 의미하는 가능요인(enabling factors)이 충족되어야 한다(유해숙‧전동일, 2008).

산재장해인이 산재재활서비스를 이용 의향이 서비스 이용을 의미하지 않지만, 이용 의향이 있는 필

요조건으로 작동한다. 산재장해인의 산재재활서비스 욕구는 신규 산재재활서비스를 개발하기 위해 수요

를 예측하는 데 활용하여 홍보 계획 수립, 자원 배분 등을 할 수 있다는데 의의가 있다.

근로복지공단에서 운영하는 산재근로자 대상 산재재활서비스는 3종 13개 프로그램이 운영되고 있

다. 의료재활은 집중재활, 합병증 등 예방관리제도, 케어센터 이용이 제공되며, 사회심리재활은 심리상

담, 희망찾기프로그램, 사회적응프로그램, 가족화합프로그램, 재활스포츠, 취미활동반, 멘토링프로그램이

운영되고 있다. 2008년 도입된 직업재활은 대체인력지원금, 직장복귀지원금, 직장적응훈련비, 재활운동

비 지원이 이루어지고 있다.

구분 영역 산재재활서비스

산재

근로자

지원

의 료 재 활 ∙집중재활, 합병증 등 예방관리제도, 케어센터 이용

사회심리재활∙심리상담, 희망찾기프로그램, 사회적응프로그램, 가족화합프로그램,

재활스포츠, 취미활동반, 멘토링프로그램

직 업 재 활 ∙원직장복귀지원, 직업훈련, 재취업지원

기 타 ∙재활보조기기

사업주지원 ∙대체인력지원금, 직장복귀지원금, 직장적응훈련비, 재활운동비

* 출처: 근로복지공단 홈페이지를 토대로 작성

<표� 1> 근로복지공단의�프로그램별�산재재활서비스



산재재활서비스와 유사한 사회서비스 이용에 대한 유형은 제공자 관점의 전통적인 분류와 이용자

관점의 유형화 시도들로 나누어 볼 수 있다.

전통적인 분류는 학술적, 법률적, 실무적 차원에서 서비스를 유형화하는 사례이다. 대표적으로 산재

재활서비스를 지원대상에 따라 산재근로자지원서비스와 사업주지원서비스를 구분하는 것이며, 제공되는

재활서비스의 내용에 따라 의료재활, 사회심리재활, 직업재활로 구분할 수 있다.

최근 이용자 관점에서 서비스를 유형화한 연구는 시도되고 있다(박경일·임혜수·권진아, 2012). 박경

일 외(2012)는 Q방법론을 이용하여 노인주야간보호센터 이용자가 선호하는 서비스 질에 따라 ①퀵서비

스형, ②어머니품형, ③뽀빠이형으로 구분하였다.

2.� 유형화�방법:� 잠재프로파일�분석

유형화를 위한 분석방법은 군집분석이나 Q방법들이 있다. 유형화는 연구자의 판단이 중요하지만,

군집분석이나 Q방법에 비해 통계적 보조지표를 활용할 수 있다는 장점이 있으며, 대량의 자료를 분석

할 수 있는 장점이 있다1).

잠재프로파일분석(Latent Profile Analysis; LPA)은 혼합모형의 일종으로 잠재집단분석의 본질적으

로 같다. 집단 내가 동질적이지 않으며 잠재집단이 있다고 가정하며, 횡단자료를 대상으로 분석한다. 또

한, EM알고리즘을 이용하여 최대우도법을 이용하여 모수를 추정한다. 다만, 잠재프로파일분석은 연속변

수를, 잠재집단분석은 범주형변수를 유형화한다는 차이점이 있다. 이러한 이유로 잠재프로파일분석을

‘연속변수에 대한 잠재집단분석(LCA with continuous latent class indicators)’으로 부르기도 한다

(Muthén & Muthén).

유형화를 목적으로 잠재프로파일분석을 활용한 연구를 살펴보면 2개(이예진 외, 2014), 3개(이동귀,

2009), 4개(신혜숙, 2015; 노언경 외, 2012), 5개(이정은, 2012; 권재기, 2014)집단으로 구분해 볼 수

있다.

연구자 유형화 목적 유형 유형 명명

이예진외

(2014)유아·교사 관계 유형 2개 높은 의존형, 낮은 의존형

이동귀외

(2009)애착 유형 3개 불안정-회피형, 안정-의존형, 양가형

신혜숙

(2015)

학업성취도, 공동체의식,

학교행복 유형4개

정서주도적 적응, 인지·정서 고성취,

인지·서 저성취, 인지주도적 적응노언경외

(2012)컴퓨터 사용 목적 유형 4개 소통위주집단, 저사용집단, 중간사용집단, 위험집단

이정은

(2012) 직장-가정 적합성 유형 5개

Poor fit, Low fit, Moderate fit, Good fit, Optimal

fit권재기

(2014)집단따돌림 역할 유형화 6개

자기방어방관자, 무관심 방관자, 피해자, 가해동조자,

가해자, 피해-가해 양가자

<표� 2> 잠재프로파일분석을�활용한�선행연구

1) M-plus는 이용할 경우 소속 집단 확률과 소속 집단을 도출은 5,000사례까지 분석이 가능하나, 잠재집단 수는 그 이상도 산출된다.


82

잠재프로파일분석은 잠재집단의 수를 결정하기 위해 4가지 기준을 적용할 수 있다. 첫째, 정보지수

는 AIC(Akaike, 1987), BIC(Schwartz, 1978), SSA BIC(Sclove, 1987) 등이 있다. 값이 작을수록 적합

도가 좋다. 둘째, 통계검정량으로 LMR-LRT(Lo-Mendell-Rubin likelihood ratio test: Lo, Mendell &

Rubin, 2001)과 BLRT(bootstrap likelihood ratio test, McLachlan & Peel, 2000)가 있다. p값이 .05보

다 작을 때 적합하다고 판단한다. 셋째, 분류정확도로 엔트로피(entropy)가 있다. 1에 가까울수록 정확

한 것을 의미한다. 넷째, 집단분류율은 표본 대비 집단의 최소 비율로 5%(Jung & Wickrama, 2008)),

1%(Hill, et al, 2000)) 등이 적용된다. 최소 집단보다 커야 유용성이 있다고 해석한다.

본 연구는 AIC, BIC, SSA BIC, LMR-LRT, 엔트로피, 최소분류율 5% 기준을 적용하였다.

III. 연구방법

1.� 분석�자료

분석 자료는 산재보험패널조사 1차(2013)년도 원자료이다. 산재보험패널조사는 근로복지공단이

2012년 요양종결 산재근로자를 층화표집한 5년간의 종단 조사한 자료이다. 분석 대상은 산재근로자이

다. 산재재활서비스 욕구에 대해 응답한 2,000명의 산재근로자가 조사에 응답하였다.

2.� 연구�모형

본 연구는 산재재활서비스 욕구를 유형화하기 위해 10가지 산재재활서비스인 상담, 활동, 건강, 복

귀, 재취업, 직장적응, 창업, 보조기, 문화, 경제 서비스에 대한 욕구에 대해 잠재집단을 추출하기 위한

연구모형은 <그림 1>과 같다.

상담 활동 건강 복귀재취업

직장적응 창업

보조기 문화 경제

잠재집단

<그림� 1> 연구모형



3.� 용어�정의

산재재활서비스 욕구는 10가지 재활서비스에 대한 필요 정도로 측정되었다. 10가지 산재재활서비

스는 상담, 활동, 건강, 복귀, 재취업, 직장적응, 창업, 보조기, 문화, 경제서비스 관련 욕구이다. 상담서

비스는 심리 상담, 가족상담 지원을 의미하며, 활동서비스는 일상생활 적응과 교통, 편의시설 등 활동지

원서비스를 말한다. 건강서비스는 합병증 관리와 운동 등과 같은 재발방지와 건강지원서비스를 의미한

다. 복귀서비스는 원직장 복귀 의무화, 대체인력 투입 등 원직장 복귀지원 서비스를 말한다. 재취업 서

비스는 직업훈련, 취업알선 등과 같이 다른 직장에 취업을 지원하는 서비스이다. 직업적응서비스는 사업

장 작업환경 개선, 현장 훈련 등 직장 적응을 지원하는 서비스이다. 창업 서비스는 창업 컨설팅, 점포임

차비용 지원등을 포함한다. 보조기 서비스는 재활보조기기를 지원을 하며, 문화 서비스는 취업활동 서비

스와 같은 문화활동을 지원하는 서비스이다. 마지막으로 경제 서비스는 경제 안정을 목적으로 제공되는

서비스를 말한다.

구분 서비스 설명 현재 제공 서비스

a 상담 ∙심리 상담, 가족 상담 지원 ∙심리상담, 멘토링 서비스

b 활동 ∙일상생활 적응, 활동 지원 ∙희망찾기, 사회적응 서비스

c 건강 ∙재발 방지, 건강증진 지원 ∙합병증등 예방관리, 재활스포츠 서비스

d 복귀 ∙원직장 복귀 지원 ∙원직복귀지원 서비스

e 재취업 ∙재취업 지원 ∙직업복귀지원 서비스

f 직장적응 ∙직장 적응 지원 -

g 창업 ∙창업 지원 ∙창업지원서비스

h 보조기 ∙보조기 관련 지원 ∙재활보조기기 서비스

i 문화 ∙문화활동 지원 ∙취미활동 서비스

j 경제 ∙경제적 안정을 위한 지원 ∙산재장학사업, 생활안정자금 융자 서비스

<표� 3> 산재재활서비스�

4.� 분석�방법

산재재활서비스 개발에 있어 일정한 함의를 제공받기 위해 다음과 같은 연구방법을 사용하였다.

첫째, 산재근로자의 필요한 산재재활서비스 욕구 유형을 파악하기 위해 잠재프로파일분석을 한다.

잠재프로파일분석은 개인별로 산재재활서비스 욕구를 유형화하는데 사용될 수 있다.

둘째, 앞에서 도출된 산재재활서비스 욕구 유형을 토대로 산재근로자의 특성을 파악하기 위해 그래

프와 ANOVA를 이용하여 집단별 특성을 분석하였다.

분석도구는 SPSS 19와 Mplus 6을 사용하였다.


84

모형

AIC BIC SSA BICLMR-LRT

엔트로피

집단 분류율(%)

제1집단

제2집단

제3집단

제4집단

제5집단

제6집단

1 54295.776 54407.794 54344.253 - 100.0

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

<표� 4> 산재재활서비스�욕구�유형별�적합도

IV. 분석결과

1.� 산재재활서비스�욕구�유형

산재재활서비스 잠재 유형은 잠재프로파일분석의 적합도 지수를 통해 잠재 집단 유형의 수를 선별

하였다. 선별 기준은 정보지수, 통계검정, 분류정확도, 집단분류율을 적용하였다. 첫째, 정보지수인 AIC,

BIC, SSA BIC를 기준으로 볼 때, 잠재집단의 수가 증가할수록 양호하게 나타났다. 둘째, 통계검정 기준

인 조절 우도비 검증(Lo-Mendell-Rubin Adjusted LRT test: LMR-LRT)는 모두 유형이 양호하게 나

타났다. 셋째, 분류정확도를 나타내는 엔트로피(Entropy)는 3개 잠재집단일 때 가장 양호하였다. 넷째,

집단분류율 5% 기준을 적용할 때 모든 잠재집단 유형이 양호하였다. 정보지수 기준을 적용할 때, 6개

모형이 가장 양호하며, 통계검정 기준은 6개 모형은 제외된다. 또한 분류정확도는 4개 잠재모형이 가장

양호하며, 집단 분류율 5% 기준을 적용할 때 6개 잠재모형은 제외된다. 이를 종합하면, 4개와 5개 잠재

모형이 적합할 수 있다.

본 연구는 해석적인 측면을 고려하여 5개 잠재모형을 선택하였다. 해석적 요인은 시장세분화하여

산재재활서비스를 명료화 해 줄 수는 잠재유형의 수를 정하였다. 3개 잠재모형을 선택할 경우 수준에

따라 모든 산재재활서비스에 대해 평행선을 형성하고 있어 실무자에게 유용한 정보를 제공해 줄 수 없

기 때문이다. 예를 들어 3개 잠재모형을 선택할 경우 고욕구형(20.1%), 중욕구형(48.6%), 저욕구형

(31.3%)라는 정보 이외에 실천적인 정보를 제공할 수 없다.

5개 잠재집단 모형의 산재재활서비스 욕구 분포를 살펴보았다. 경제 욕구는 모든 잠재집단에서 높

다는 점을 고려하여 명칭을 부여할 때 사용하지 않았다.

제1집단은 25.7%를 차지하고 있으며 빨간색 실선(○)에 해당된다. 전반적으로 산재재활서비스에

대한 욕구가 매우 낮은 잠재집단이라고 볼 수 있어 ‘무관심형’이라 칭하였다.

제2집단은 10.0%를 차지하고 있으며 남색 파선(△)에 해당된다. 재취업(평균 2.5) 이외에 대체로

다른 욕구는 낮은 잠재집단이라 ‘재취업욕구형’이라 명명하였다.



제3집단은 가장 큰 규모(34.3%)를 형성하고 있으며 녹색 점선(□)에 해당된다. 이 집단은 제1집단

의 대부분의 항목이 ‘전혀 필요 없음’에 가깝다면, 이 집단은 모든 영역이 ‘별로 필요 없음’에 해당된다.

제1집단과 구분하기 위해 ‘저욕구형’이라 이름을 부여했다2).

제4집단은 가장 높은 욕구를 형성하는 잠재집단으로 6.9%를 차지하고 있으며 검은색 1점쇄선(◇)

에 해당된다. 전반적으로 산재재활서비스에 대한 욕구가 높기 때문에 ‘고욕구형’이라 명명하였다.

제5집단은 23.1%를 차지하고 있으며 보라색 2점쇄선(⌬)에 해당된다. 재취업(평균 2.3), 경제(평균

2.2), 건강(평균 2.1)이 상대적으로 높고, 다른 욕구 유형은 1.5점(보통)을 중심으로 분포를 형성하고 있

었다. 이에 욕구가 높은 서비스가 경제(평균 2.2)라는 공통점을 고려하여 ‘사회복귀형’으로 명칭을 부여

하였다.

잠재 집단별 산재재활서비스 욕구의 차이를 분석하기 위해 ANOVA 분석을 한 결과 모든 잠재집

단간 욕구의 차이가 나타났다. 또한 구체적으로 잠재집단간 차이를 확인하기 위해 Duncan을 이용한 사

후검증 결과 복귀서비스는 제2집단과 제3집단을 제외하고, 모든 잠재집단별로 산재재활서비스 욕구 수

준의 차이가 있는 것을 확인할 수 있었다.

구분

무관심형

(집단1)

재취업

욕구형

(집단2)

저욕구형

(집단3)

고욕구형

(집단4)

사회

복귀형

(집단5)

F사후검증

(Duncan)

산재

재활

서비스

욕구

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

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

<표� 5> 산재재활서비스�욕구별�잠재�집단별�분포

2) 제1집단(무관심형)과 제3집단(저욕구형)은 실천적, 실무적으로 묶는 것이 명료할 수 있다. 제3집단의 규모가 가장 커서(34.3%) 별도의 집단으로 구성되었다. <표 6>을 살펴보면, 통계적으로 3집단모형, 4집단모형 5집단 모형은 독립적으로 유지되고 있으나, 2집단모형에서 무관심형과 통합되는 것으로 볼 수 있다. LPA가 연구자의 자의성을 극복해 주는 장점이 있으나 실천적, 실무적인 맥락을 고려해 주는 것은 아니라는 것을 확인해 준다.


86

주1) Y축: 0. 전혀 필요 없음, 1. 별로 필요 없음, 2. 조금 필요, 3. 매우 필요주2) X축: a. 상담, b. 활동, c. 건강, d. 복귀, e. 재취업, f. 직장적응, g. 창업, h. 보조기, i. 문화, j. 경제

제1집단제2집단

제3집단

제5집단

제4집단

<그림� 2> 5개�잠재집단�모형의�산재재활서비스�욕구�분포� �

a. 제1집단: 무관심형 b. 제2집단: 재취업욕구형 c. 제3집단: 저욕구형

d. 제4집단: 고욕구형 e. 제5집단: 사회복귀형

<그림� 3> 산재근로자의�산재재활서비스�욕구�형태



2.� 산재재활서비스�욕구�유형별�특성

산재재활서비스 욕구 유형별 특성을 파악하기 위해 나이, 학력, 요양기간, 장해등급을 중심으로

ANOVA 분석하였다. 산재재활서비스 욕구 유형별 특성을 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 무관심형은 근로기간과 요양기간이 가장 짧은 산재근로자 집단이다. 산재 발생이 얼마 지나

지 않아 치료나 재활에 집중하는 시기로, 미래에 대해 정보나 고민이 시작되지 않은 집단으로 이해할

수 있다. 이 집단은 다른 유형에 비해 요양기간이 가장 짧고, 산재장해인을 가장 많이 포함하고 있으며

(22.6%), 재활서비스 이용 경험이 가장 적으며(42.5%), 유배우율이 가장 높다(73.9%).

둘째, 재취업욕구형은 경쟁노동시장에서 가장 불리한 여건에 있고, 생계를 위헙받는 집단일 가능성

이 높은 집단이다. 재취업욕구형은 나이가 가장 많고(54.2세), 남성 비율이 가장 높고(86.6%), 학력이

가장 낮으며(평균 10.0년), 근로기간이 1개월 미만이 다수(42.1%)를 형성하고 있는 집단이다.

셋째, 저욕구형은 눈에 띄는 특징을 보이지 않는 중간적인 집단이다. 남성의 비율, 학력, 요양기간,

장해 비율, 유배우율 등이 5개 집단 중 3번째를 차지하고 있고 집단이다. 반대로 저욕구형은 다양한 이

질적인 개인들이 모여있는 집단들의 평균치를 보여주는 결과일 수도 있고, 관측되지 않은 제3의 요인이

있을 수 있음을 의미한다.

넷째, 고욕구형은 사회복귀 준비가 되어 있는 산재근로자 집단이다. 이들은 요양 이후를 준비하는

집단이라 할 수 있다. 또한 이 집단은 나이가 상대적으로 가장 젊고(평균 49.6세), 학력이 가장 높고(평

균 11.5년), 요양기간이 가장 길고, 재활서비스 이용 경험이 가장 많은 집단(61.8%)이다.

다섯째, 사회복귀형은 고욕구형 다음으로 재활서비스이용률(58.1%)이 높고 요양시간이 고욕구형 다

음으로 긴 집단으로 이해할 수 있다. 사회복귀형은 나이는 5개 집단 중 중간에 속하며, 남성이 차지하

는 비율이 가장 낮으며(82.3%), 산재장해인의 규모가 가장 적고(12.5%), 유배우자율이 가장 낮은

(65.0%)집단이다.

고욕구형, 사회복귀형, 재취업욕구형은 산재재활서비스 욕구가 높은 집단에 속한다. 이 중 재취업욕

구형은 나이나 학력 등 인적 자본의 취약성으로 복귀에 특화되어 욕구가 높은 집단으로 이해할 수 있

다. 다만 세 집단은 강도의 차이는 있으나, 고욕구형은 대부분의 산재재활서비스에, 사회복귀형은 활동,

건강, 복귀 관련 산재재활서비스에, 재취업욕구형은 복귀 관련 산재재활서비스에 관심이 높다는 차이가

있다. 무관심형과 저욕구형은 산재재활서비스에 관심이 적은 집단으로 동질성이 높은 집단으로 이해할

수 있다.

구분무관심형

(집단1)

재취업욕구형(집단2)

저욕구형

(집단3)

고욕구형

(집단4)

사회복귀형(집단5)

F사후검증(Duncan)

N 513 202 686 136 463

나 이 50.189 54.183 52.106 49.632 51.786 6.324 *** 41,153,2

학 력 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

<표� 6> 산재재활서비스�욕구�유형별�특성1 (단위: %)


88

구분　 무관심형재취업

욕구형저욕구형 고욕구형

사회

복귀형계

성별　남　 437

(85.2)175

(86.6)581

(84.7)112

(82.4)381

(82.3)1686

(84.3)3.019

여 76(14.8)

27(13.4)

105(15.3)

24(17.6)

82(17.7)

314(15.7)

장해

유무　

유　 116(22.6)

37(18.3)

120(17.5)

19(14.0)

58(12.5)

350(17.5)

18.484 **무　 397

(77.4)165

(81.7)566

(82.5)117

(86.0)405

(87.5)1650

(82.5)

재활 서비스

이용 여부

이용　 218(42.5)

116(57.4)

350(51.0)

84(61.8)

269(58.1)

1037(51.9)

33.285 ***미이용　 295

(57.5)86

(42.6)336

(49.0)52

(38.2)194

(41.9)963

(48.2)

혼인

상태

유배우자　 379(73.9)

139(68.8)

501(73.0)

92(67.6)

301(65.0)

1412(70.6)

12.463 *무배우자　 134

(26.1)63

(31.2)185

(27.0)44

(32.4)162

(35.0)588

(29.4)

근로

기간

1개월 미만 132(25.7)

85(42.1)

234(34.1)

41(30.1)

160(34.6)

652(32.6)

45.372 ***1년 미만　 174(33.9)

73(36.1)

195(28.4)

60(44.1)

158(34.1)

660(33.0)

1년 이상　 207(40.4)

44(21.8)

257(37.5)

35(25.7)

145(31.3)

688(34.4)

요양

기간

3개월이하　 111(21.6)

28(13.9)

106(15.5)

15(11.0)

62(13.4)

322(16.1)

55.261 ***

3~6개월 이하　 236(46.0)

84(41.6)

287(41.8)

48(35.3)

171(36.9)

826(41.3)

6~9개월 이하　 109(21.2)

58(28.7)

159(23.2)

34(25.0)

123(26.6)

483(24.2)

9~12개월이하　 57(11.1)

32(15.8)

134(19.5)

39(28.7)

107(23.1)

369(18.5)

계 513(100.0)

202(100.0)

686(100.0)

136(100.0)

463(100.0)

2000(100.0)

<표� 7> 산재재활서비스�욕구�유형별�특성2 (단위: %)

V. 결론

본 연구는 산재근로자의 산재재활서비스 욕구를 유형화하고, 욕구 유형별 특성을 분석하는데 목적

이 있다. 이를 위해 잠재프로파일분석을 통해 산재재활서비스 욕구를 유형화하고, 각 유형의 특징을 분

석하였다. 분석 결과는 다음과 같다.

첫째, 산재근로자의 산재재활서비스 유형은 5개 유형인 무관심형, 저욕구형, 재취업욕구형, 사회복

귀형, 고욕구형이 도출되었다. 무관심형(25.7%)은 산재재활서비스에 대한 욕구가 매우 낮은 잠재집단으

로, 가장 큰 규모를 차지하는 저욕구형(34.3%)과 수준 차이는 있으나 유사한 형태를 가지고 있고 실무

적으로 같은 집단으로 취급하여도 될 것으로 판단된다. 재취업욕구형(10.0%)은 재취업서비스에 대한 욕

구가 상대적으로 높고 다른 서비스에 관심이 적은 잠재집단이다. 또한, 사회복귀형(23.1%)은 재취업(평

균 2.3), 경제(평균 2.2), 건강(평균 2.1)이 상대적으로 높은 잠재집단이며, 고욕구형(6.9%)은 산재재활서

비스 전반에 대한 관심이 높은 잠재집단으로 구분할 수 있다.



둘째, 5개 유형별 특성을 살펴보았다. 무관심형은 근로기간과 요양기간이 가장 짧은 특성이 있으며,

산재장해인을 가장 많이 포함하고 있으며 재활서비스 이용 경험이 가장 적고 유배율이 가장 높은 잠재

집단이다. 저욕구형은 다섯 개 유형의 집단의 중간적인 집단으로, 남성의 비율, 학력, 요양기간, 장해 비

율, 유배우율 등이 중간에 속한다. 재취업욕구형은 잠재집단 중 가장 나이가 많고, 학력이 낮으며, 근로

기간이 1개월 미만이 다수를 차지하고 있다. 사회복귀형은 고욕구형 다음으로 재활서비스이용률이 높고

요양기간도 긴 편이며, 남성 비율이 가장 낮고, 산재장해인과 유배우자율이 가장 낮다. 마지막으로 고욕

구형은 상대적으로 가장 젊고 학력이 높고, 요양기간이 가장 길고, 재활서비스 이용 경험이 많은 집단이

다.

이러한 결과를 토대로 산재재활서비스 욕구 유형에 대한 함의와 시사점을 제공해 준다.

첫째, 산재재활서비스는 재활서비스 욕구 하위유형이 존재할 것이다. 이를 통해 산재재활서비스는

특정한 산재재활서비스에 한정되어 선호도 집단이 형성될 수 있음을 의미한다. 이러한 접근법은 산재재

활서비스를 파편적으로 접근하는 방식에서 종합적인 조합의 욕구로 이해될 수 있다는 시각을 제공한다.

둘째, 산재재활서비스의 개발 방향에 시사점을 얻을 수 있을 것이다. 산재재활서비스는 장해중증도

나 성별, 또는 산업분야에 따라 산재재활서비스에 대한 다른 지향점을 가질 수 있음을 의미한다. 이는

개발 방향에 있어 다양한 하위 유형을 고려함과 동시에 주된 홍보 대상을 타켓팅할 수 있음을 의미한

다.

셋째, 급성기 이후 요양 초기에 본인이나 가족을 대상으로 산재재활서비스에 대한 홍보가 집중될

필요가 있다. 무관심형은 요양기간이 짧은 특징이 있다. 이는 산재재활서비스에 대해 이용 의사가 없는

경우도 있을 수 있지만, 산재재활서비스를 인지하지 못하거나 이용할 여유가 없을 수도 있다.

넷째, 비숙련 고령 산재근로자는 재취업서비스를 우선적으로 홍보 또는 권장이 필요하다. 재취업욕

구형은 특이하게 재취업서비스에 대한 욕구가 높은 집단이다. 재취업욕구형의 특성은 고령이면서 저학

력이며 근로기간이 짧은 것이 특징이다. 주로 단순노무직 등 비숙련 직종에 종사한 집단일 가능성이 높

은데 이들 집단의 재활서비스 욕구에 따라 특정한 서비스를 권유하는게 효과적일 수 있다.

다섯째, 산재재활서비스 이용 경험이 전반적인 산재재활서비스에 대한 신뢰를 높이고 산재재활서비

스 욕구와 이용률을 높일 가능성이 높다. 산재재활서비스 욕구가 높은 잠재집단인 고욕구형이나 사회복

귀형은 재활서비스 이용 경험이 높은 집단이며 요양기간이 다른 잠재집단에 비해 높았다. 이는 재활서

비스 이용 경험이 후속 재활서비스 욕구나 이용의 마중물과 같은 역할을 함을 의미할 수 있다. 또한 요

양기간이 길수록 재활서비스 이용할 기회가 많아진 결과일 수도 있다.

후속연구를 위한 몇 가지 제언을 하였다.

첫째, 유형화는 실천적, 실무적으로 유용성이 높다는 점을 고려할 때 다양한 시도들이 필요하다. 이

용자 중심형 서비스가 제공되기 위해 산재재활서비스 욕구 유형화와 더불어 산재재활서비스 이용 행태

에 대한 유형화가 필요하다. 산재재활서비스 욕구가 있더라도 서비스 이용까지 연결될 수 있는 것이 아

닐 수 있다. 또한 실천적, 실무적으로 서비스 전달체계, 서비스 효과 등에 대한 후속 연구가 활성되어야

한다.


90

참고문헌

권재기, 2014, ‘초등학생의 집단따돌림 역할자 분석: 잠재프로파일 탐색, 특성예측 및 종단적

변화양상 분석’, 한국아동복지학 45: 1-37.

권재기·정미경, 2012, “학령후기 학교적응 프로파일과 관련된 개인, 가정환경 변인의 단기 종단적

분석: 잠재프로파일분석을 이용하여”, 아동교육 21(3): 147-167.

노언경·홍세희, 2012, 청소년의 컴퓨터 사용 목적에 따른 잠재프로파일 분류 및 관련 변인들의

영향력 검증, 한국청소년연구 23(3): 51-76.

박경일·임혜수·권진아, 2012, ‘노인주·야간보호센터 이용자의 서비스 질 선호 유형에 관한 인식

연구: Q방법론을 적용한 PZB의 서비스 질 구성차원을 중심으로, 노인복지연구 56: 249-274.

신택수, 2010, “종단프로파일분석과 군집분석을 이용한 잠재집단연구: 성장혼합모형과 비교를

통하여”, 교육평가연구 23(3), 641-664.

신혜숙, 2015, “초등학생의 학업성취도, 공동체의식, 학교행복에 관한 잠재프로파일 분류 및 영향

요인 탐색”, 교육평가연구 28(1), 53-76.

유해숙‧전동일, 2008, “장애인복지서비스 이용 현황과 요인, 재활복지 12(1), 1-17.

이동귀‧이수란‧김혜영, 2009, “잠재적 프로파일 분석을 통한 애착 유형 분류”, 한국심리학회지:

사회 및 성격 23(1), 55-67.

이예진·신유림, 2014, “잠재 프로파일분석을 통한 유아-교사 관계에 관한 종단연구”,

유아교육연구 34(5), 187-205.

이정은(2012). “미취학 자녀를 둔 여성근로자의 직장-가정 적합성: 잠재프로파일분석을 통한

유형분류, 가족과 문화 24(1): 71-104.

둘째, 분석 방법의 확장이 필요하다. 본 연구는 1차 자료를 기반으로 산재재활서비스 욕구 유형을

중심으로 살펴보았으나, 종단적 변화도 중요하게 고려될 필요가 있다. 또한 표본 크기에 따라 유동적인

잠재집단의 수에 대한 방법론적 개선이 필요하다.

셋째, 산재재활서비스 욕구 유형을 설명하는 요인을 분석할 필요가 있다. 요양기간이나 근로기간을

포함하여 잠재집단에 공변량을 설정하는 분석한다면 산재재활서비스 욕구 집단을 단명하게 설명할 수

있을 것으로 기대된다.

넷째, 본 연구는 산재재활서비스 욕구 유형 중 저욕구형의 특징을 발견하지 못하였다. 특징이 없다

는 것은 이질적인 개인들의 평균치를 보여주는 결과일 수 있다. 또는 본 연구에서 고려하지 못한 제3의

공통 요인이 있을 수 있다. 산재재활서비스 제공에 있어 이들 집단을 우선 지원 대상에서 제외될 수 있

으나, 학술적으로 이들 집단이 왜 욕구가 적은지, 이들 집단의 특성이 무엇인지 후속 연구가 필요하다.



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.


92

<부록> 잠재집단�수별�산재재활서비스�욕구�분포

수 욕구분포

2

3

4

5

주1) Y축: 0. 전혀 필요 없음, 1. 별로 필요 없음, 2. 조금 필요, 3. 매우 필요주2) X축: a. 상담, b. 활동, c. 건강, d. 복귀, e. 재취업, f. 직장적응, g. 창업, h. 보조기, i. 문화, j. 경제


2-3.�산재근로자들의�건강행동유형에�관한�잠재프로파일�분석� 93

2-3

한국 산재환자들의 라이프스타일 특성과

건강위험요인의 집단계층분석

최완석*, 문옥곤**, 염동문***

요� � 약

본� 연구의� 목적은� 산재근로자의� 건강행동유형� 프로파일을� 탐색하고, 프로파일에� 나타난� 집단별�특성을�살펴보는�것이다. 본�연구는�근로복지공단의�산재보험패널조사� 2차년도�자료를�분석하였다. 산재보험패널조사는� 산재보험의� 중장기� 정책� 수립� 및� 사업� 효과성� 평가를� 위한� 기초통계자료�구축을� 위해서� 전국적으로� 층화계통추출에� 의해� 요양을� 종결한� 산재근로자� 2,000명을� 선정하여�2013년부터�자료를�구축하고�있다. 본�연구에서는� 2차년도�패널자료에�조사된� 1,803명을�대상으로�분석하였다. 본�연구에서는�산재근로자의�건강행동유형의�프로파일을�탐색하기�위하여, 평균�일주일�운동일, 하루�평균수면시간, 하루평균�흡연개수, 평소�음주횟수의� 4개�지표를�구성하였다. 산재근로자의�건강행동유형�프로파일을�탐색하기�위하여�잠재프로파일분석(LPA)을�적용하여�잠재계층을�최종, 건강챙김형, 잠재적위험형, 고위험�3개로�결정하였다. 유형�1은� ‘건강챙김형(13.3%, 240명)’으로�정하였다. 이� 집단은� 평균� 1주� 운동일수가� 가장� 많았으며, 하루평균� 흡연갯수와� 평소� 음주회수가�제일�낮은�수준으로�나타났기�때문에, 다른�유형에�비해�건강을�위해�노력하는� ‘건강챙김형’으로�명명하였다. 유형� 2는� ‘잠재적위험형(47.1%, 850명)’으로� 정하였다. 이� 집단은� 하루평균� 흡연갯수는�낮은�수준이며, 평소�음주횟수는�중간정도로�나타났지만, 평균� 1주�운동일수가�제일�낮은�수준으로�나타났기�때문에�잠재적�위험형으로�명명하였다. 유형� 3은� ‘고위험형(39.6%, 713명)’으로�정하였다. 이�집단은�평균�주운동일은�잠재적위험형보다는�높지만�낮은수준으로�나타났으며, 하루평균�흡연갯수와� 평소� 음주횟수가� 제일� 높게� 나타나� 고위험형으로� 명명하였다. 산재근로자의� 건강행동유형� 집단별�특성을�분석한�결과, 건강챙김형을�기준으로�잠재적위험형을�비교하면, 나이가�적을수록, 사회경제적지위와�생활만족도가�낮을수록, 취업이�미취업상태에�비해�잠재적위험형에�속할�가능성이�높게�나타났다. 그리고�건강챙김형을�기준으로�고위험형을�비교하면, 남성이�여성에�비해, 취업이�미취업상태보다, 만성질병이� 없는� 경우, 나이가� 적을수록, 사회경적지위와� 생활만족도가� 낮을수록� 고위험형에�속할�가능성이�높게�나타났다. 그리고�잠재적위험형을�기준으로�고위험형을�비교하면, 남성이�여성에�비해, 만성질병이�없는�경우, 나이와�사회경제적지위가�낮을수록�고위험형에�속할�가능성이�높게�나타났다. 이�연구결과는�요양을�마친� 산재근로자에�대해�유사�집단별로�각각의�건강증진�향상을�위한�중재가�필요하다는�것을�제시해준다.

※ Key Words: 산업재해, 집단계층분석, 알코올섭취, 수면시간, 흡연, 운동시간

* 한국국제대학교** 호원대학교*** 교신저자 (한국국제대학교 사회복지학과)


94

I. 서론

생명 관점의 폭넓은 방법에 대한 필요성이 넓게 인식되고 있습니다. 그러나 이 발전은 방법론적 문

제의 대부분을 제공하고 있습니다. 근본적 도전은 수많은 건강행동에 대한 분석 및 표현방법에 우려를

표하며 도전은 건강 관련 행동의 내용을 조사하고 수집하기 위해 통계 절차를 사용하여 해결한다(Abel,

1991). 운동, 수면, 흡연 및 알코올섭취와 같은 라이프스타일 요인은 건강상태를 결정하는데 중요한 역

할을 한다(Goh VH 2007). 신체비활동, 흡연 및 알코올섭취와 같은 행동요인은 비용이 많이 들며

(Scarborough et al., 2011) 만성질병과 조기사망률의 중요한 요인이다(WHO, 2008). 많은 연구자들은

운동(Hourigan 2008, Yoshimura 2003), 흡연(Kanis 2005, Vestergaard 2003) 및 알코올섭취(Berg

2008, Mukamal 2007)와 같은 습관은 건강에 대해 잠재적인 변화 및 위험요인이 될 것이라고 하였다.

연구와 정책은 특정행동에만 집중하는 경향이 있는데, 정책 및 알코올 연구는 정책 및 담배 통제

연구에서 상대적으로 고립(isolation)상태에서 앞서갔다(Department of Health, 2010; Home Office,

2012). 하지만 라이프스타일은 다양한 행동들을 포함하며 성인들은 정부가 추천하는 건강행동을 경험하

는 데에 실패할 수 있(NHS Information Centre, 2011). 그리고 많은 성인들이 건강위험요인관련 행동

들을 하고 있다(Coups et al., 2004; Mistry et al., 2009; Poortinga, 2007).

친화성 또는 일치성(agreeableness)은 또한 운동, 수면의 효과 및 질(quality), 음주 및 장애

(disorders)와 관련이 없다(Ruiz 2003). 건강강화(health-enhancing)및 건강손상(health-damaging) 사이

의 관계를 규명하는 연구들이 있다. 몇 연구들은 흡연이나 알코올 등의 건강손상 행위가 건강증진 행동

에 최소한의 개입과 관련이 있음을 시사한다(Kulbok, Earls & Montgomery 1988; Nutbeam et d.

1989). 건강행동의 수의 증가는 장애 가능성이 감소와 관련이 있다(Liao WC 2011). 교육 프로그램은

라이프스타일 행동을 변화시킬 수 있으며 특히, 크게 본질적으로 운동을 증가시키고 BMI를 감소시킴으

로써 스트레스와 수면 장애를 줄일 수 있다(Merrill RM 2007). 건전한 라이프스타일 실천은 건전한 정

신건강상태와 밀접한 관련이 있으며(Suda M 2007), 의학적 측면에서 볼 때, 참가자 중 높은 천연킬러

세포(natural killer cell) 활성은 건전한 건강행동이 CD16+, CD57- subset을 포함하는 자연살해세포의

세포용해 잠재성을 증가시킨다는 것을 보여준다(Kusaka Y 1992).

알코올소비와 흡연 사이는 양의 상관관계가 있지만, 흡연은 또한 개입과 평가를 필요로 하는 다양

한 위험 요소의 집합체(array와 관련이 있다. 흡연자를 특징짓는 사망률(mortality)과 이환율(morbidity)

의 증가는 수면과 신체 활동의 개선에 의해 잠재적으로 감소될 수 있다(Strine TW 2005). 한편, 여성이

남성에 비해 투통에 더 민감할지라도 여성과 남성은 운동, 흡연, 음주와 같은 두통관련 요인을 공유하고

있다(Yokoyama M 2009).

다양한 집단에 대한 운동, 흡연, 음주와 같은 라이프스타일관련 요인들의 상호관계를 규명하는 것

이 필요한데, 아직까지 산재환자들을 대상으로 한 이러한 연구는 거의 없다. 따라서 본 연구에서는 한국

산재패널에서 제공하는2012년도 데이터를 바탕으로 요양을 마친 산재환자1083명을 대상으로 연구를 진

행하였다.



II. 연구방법

1.� 연구대상

본 연구는 근로복지공단의 산재보험패널조사 2차년도 자료를 분석하였다. 산재보험패널조사는 산재

보험의 중장기 정책 수립 및 사업 효과성 평가를 위한 기초통계자료 구축을 위해서 전국적으로 층화계

통추출에 의해 요양을 종결한 산재근로자 2,000명을 선정하여 2013년부터 자료를 구축하고 있다. 본 연

구에서는 2차년도 패널자료에 조사된 1,803명을 대상으로 분석하였다.

2.� 분석자료

1)� 건강생활�지표

본 연구에서는 산재근로자의 건강행동유형의 프로파일을 탐색하기 위하여, 평균 일주일 운동일, 하

루 평균수면시간, 하루평균 흡연개수, 평소 음주횟수의 4개 지표를 구성하였다.

2)� 특성변인

산재근로자의 건강행동유형을 분석한 이후, 유형별 특성을 살펴보기 위해 다음과 같은 특성변인을

시용하였다. 특성변인은 성별(여자=0), 나이, 학력, 배우자유무(없음=0), 고용상태(미취업=0), 사회경제적

상태, 만성질환유무(없음=0), 생활만족도를 사용하였다. 생활만족도는 산재보험패널 조사표에 가족의 수

입, 여가 생활, 주거 환경, 가족 관계, 친인척 관계, 사회적 친분 관계에 대한 만족도의 6개의 항목으로

제시되어 있다. 제시된 각 문항은 리커트 척도(1=매우 만족, 5=매우 불만족)로 구성되어 있어 역문항

처리하였으며, 이들 6가지 하위차원에 대한 평균값을 사용하였기 때문에 점수가 높을수록 생활만족이

높은 것을 의미한다. 특성변인에 대한 분석결과는 <표 1>과 같다.

<표� 1> 특성변인의�분석결과(단위: %)

특성 구분 명 % 특성 구분 명 %

성별남 1,514 84.0

학력

무학 69 3.8

여 289 16.0 초졸 300 16.6

배우자유무

무 520 28.8 중졸 345 19.1

유 1,283 71.2 고졸 814 45.1

고용상태

미취업 358 19.9 대졸이상 275 15.3

취업 1,445 80.1 사회경제적지위

하층 711 39.4

만성질병유무

무 1,413 78.4 중층 965 53.5

유 390 21.6 상층 127 7.1

나이 최소=18, 최대=76, M=50.54, sd=11.113

생활만족도 최소=1, 최대=5, M=3.27, sd=0.519


96

3)� 분석방법

본 연구는 산재근로자의 건강행동유형 프로파일을 탐색하고, 프로파일에 나타난 집단별 특성을 살

펴보는 것이 연구의 목적이다. 이를 위하여 분석프로그램은 Mplus 5.21과 SPSS 20.0을 활용하였다. 먼

저, 산재근로자의 건강행동유형 프로파일을 탐색하기 위하여 4가지 자료를 모형에 투입하여 잠재프로파

일(LPA: Latent Profile Analysis)을 실시하고, 프로파일을 탐색한 후에는 각 프로파일에서 나타난 집단

별 특성을 분산분석 및 다항로지스틱회귀분석을 적용하는 2단계로 진행되었다.

잠재프로파일분석은 평균과 분산의 독특한 프로파일 추정하는데 탁월하며(Muthén and Muthén,

2000), 잠재프로파일 간의 구별을 최적화하고 모수치의 추정을 정확하게 할 수 있는 장점이 있다

(Michael and Graham, 2008). 즉, 전통적인 집단분류 방법과 비교하여 등분산의 가정과 같은 척도에

따른 제약이 없으며, 모형을 기반으로 하여 모집단에 대한 통계적인 모형을 설정할 수 있다.

본 연구에서는 선행연구(Iwamoto, Corbin and Fromme, 2010; Luyckx et al., 2008)에서 추천하

는 3가지 준거(criteria)를 사용할 것이며, 첫째, 정보적합도(information index)중에서 우수하다고 밝혀

진 BIC(Bayesian Information Criterion)와 SSABIC(Sample-Size Adjusted Bayesian Information

Criterion)을 이용하여 잠재프로파일에 따른 계층의 수를 확인할 것이다. BIC와 SSABIC는 지수가 낮을

수록 적합도가 좋다(권재기 2012-영문 인용). 둘째, 대립가설과 영가설 간의 통계검증을 실시하는

BLRT(bootstrap likelihood ratio test)를 활용할 것이며, BLRT는 p<0.05일 때, 대립가설을 지지한다.

셋째, 잠재프로파일의 계층에 대한 실질적인 유용성을 평가하기 위해 표본대비 계층의 최소비율을 적용

할 것이다. 최소비율은 선행연구마다 기준이 다르지만, Jung과 Wickrama(2008)은 모든 계층이 표본 수

의 최소 5% 이상을 기준으로 보았고, Hill 외(2000)는 표본 수의 1%이상이면 계층별 비교가 가능하다

고 보았다.

III. 연구결과

1.� 건강행동유형에�대한�잠재프로파일�분석결과�

1)� 잠재프로파일�모형�결정

산재근로자의 건강행동유형 프로파일을 탐색하기 위하여 먼저, 잠재프로파일분석(LPA)을 적용하여

잠재계층을 결정하였고, 다음으로 결정된 잠재계층의 집단별 특성을 기술하였다. 산재근로자의 건강행동

유형 프로파일을 확인하기 위해 잠재프로파일분석을 실시한 결과, <표 2>에 나타난 바와 같이 1개~5개

하위유형(계층)을 가진 모형이 측정되었다. 주어진 조건별 결과를 살펴볼 때, 1개~5개 하위유형의 솔루

션을 통틀어서 부수적/개념적인 의미를 고려하여 최종 하위유형 수를 결정하였다.

<표 2>에 제시된 4가지 적합도 지수와 잠재계층 분류율에 따라 총체적으로 살펴보면, 5계층 솔류

션은 LMR과 BLRT에서 대립가설이 채택되지 못하였으며(p>.05), 잠재계층 분류율에서 1%미만인 층이

나타났다. 그리고 BIC와 saBIC, LMR과 BLRT, 잠재계층 분류율의 5가지 준거를 기준으로 4계층이 가

장 적당하다고 할 수 있지만, 3과 4계층에 대한 그래프를 통해서 확인한 결과 3개 계층 솔류션이 더 의

미 있는 유형으로 구분이 가능하여 최종적으로 선택하였다.



<표� 2> 적합도�지수와�잠재계층�분류율(단위: %)

모형 BIC saBIC LMR BLRT잠재계층 분류율 %

1 2 3 4 51-class 26358.645 26333.230 na na 1002-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)� 프로파일�집단별�특성

산재근로자를 대상으로 4가지 지표에 따라 건강행동유형 프로파일 분석을 실시한 결과, 확인된 건

강행동유형 프로파일을 다음 <그림 1>과 같이 제시하였다. 그리고 도출된 건강행동유형 프로파일의 각

하위유형 집단의 특성을 관찰하여 집단을 명명하였다. 집단명 부여 시 가독성을 높이기 위해 선행연구

에 근거하여 집단을 간략화 시켰다.

<그림 1>에서 유형 1은 ‘건강챙김형(13.3%, 240명)’으로 정하였다. 이 집단은 평균 1주 운동일수가

가장 많았으며, 하루평균 흡연갯수와 평소 음주회수가 제일 낮은 수준으로 나타났기 때문에, 다른 유형

에 비해 건강을 위해 노력하는 ‘건강챙김형’으로 명명하였다. 유형 2는 ‘잠재적위험형(47.1%, 850명)’으

로 정하였다. 이 집단은 하루평균 흡연갯수는 낮은 수준이며, 평소 음주횟수는 중간정도로 나타났지만,

평균 1주 운동일수가 제일 낮은 수준으로 나타났기 때문에 잠재적 위험형으로 명명하였다. 유형 3은

‘고위험형(39.6%, 713명)’으로 정하였다. 이 집단은 평균 주운동일은 잠재적위험형보다는 높지만 낮은수

준으로 나타났으며, 하루평균 흡연갯수와 평소 음주횟수가 제일 높게 나타나 고위험형으로 명명하였다.

<그림� 1> 프로파일�집단(잠재프로파일분석�결과)

결정된 산재근로자의 건강행동유형 프로파일의 4가지 지표에 따른 차이분석 결과는 <표 3>과 같

다. 4가지 지표에 따라 집단별로 모두 유의한 차이가 나타났다(p<.001).


98

<표� 3> 지표에�따른�건강행동유형�프로파일의�집단별�차이

(단위: %)

집단 프로파일 지표건강챙김형(n=240)

잠재적위험형(n=850)

고위험형(n=713)

전체(n=1,803)

F

평균 주운동일 5.90(1.038) .88(1.212) 1.46(2.127) 1.77(2.304) 921.922***

하루평균 수면시간 6.45(1.116) 6.82(1.162) 6.84(1.106) 6.78(1.141) 11.664***

하루평균 흡연갯수 .05(.227) .10(.297) 2.44(.530) 1.02(1.22) 7500.798***

평소 음주횟수 1.15(1.422) 1.62(1.502) 2.51(1.496) 1.91(1.574) 105.641***

* 평균(표준편차) ***p<.001

2.� 산재근로자의�건강행동유형�집단별�특성�예측

산재근로자의 건강행동유형별 특성을 예측하기 위하여 준거집단으로 건강챙김형, 잠재적위험형을

각각 적용한 다항로지스틱회귀분석을 실시한 결과는 <표 4>와 같다. 분석결과, 건강챙김형을 기준으로

잠재적위험형을 비교하면, 나이가 적을수록, 사회경제적지위와 생활만족도가 낮을수록, 취업이 미취업상

태에 비해 잠재적위험형에 속할 가능성이 높게 나타났다. 그리고 건강챙김형을 기준으로 고위험형을 비

교하면, 남성이 여성에 비해, 취업이 미취업상태보다, 만성질병이 없는 경우, 나이가 적을수록, 사회경적

지위와 생활만족도가 낮을수록 고위험형에 속할 가능성이 높게 나타났다. 그리고 잠재적위험형을 기준

으로 고위험형을 비교하면, 남성이 여성에 비해, 만성질병이 없는 경우, 나이와 사회경제적지위가 낮을

수록 고위험형에 속할 가능성이 높게 나타났다.

<표� 4> 건강행동유형의�집단별�특성�

(단위: %)

준거집단

예측 변인비교집단

잠재적위험형 고위험형B Wald odd b Wald odd

건강챙

김형

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**

잠재적

위험형

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)



IV. 고찰

전체적으로 이러한 결과는 산재환자들에서 일어나는 건강위험행동과 라이프스타일의 중요한 패턴을 보여주었다. 이 패터닝 신체 활동, 수면, 흡연과 음주 등 여러 가지 요소를 연결하는데 도움을 준다. 또한, 우리의 분석 결과 요양을 완료한 산재근로자의 세 가지 행동 패턴을 확인했다. 특히 건강 위험 행동의 역할을 강조하여, 산업 재해 노동자들 사이에서 복잡한 생활 패턴을 조사하기 위해 우리의 첫 번째 연구이다. 이러한 분석은 연구자들로 하여금 노동자들에 대한 건강증진 전략을 이해할 수 있게 하고 이러한 사람들의 건강관련 요구사항에 대해 중요한 통찰력을 제공한다. 한편 이 연구에서는 이와 같은 복잡한 관계를 이해할 수 있도록 집단계층분석(LCA)과 같은 정교한 분석도구를 사용했다. 이러한 통찰력은 로지스틱 또는 선형 회귀 분석과 같은 데이터 분석에 대한 일반적인 통계 방법의 제한이 있는 상황에서는 불가능하다.

우리의 결과에서 산업재해 노동자들, 일부 집단은 흡연, 음주와 같은 건강위험행동 및 운동 등에 있어서 개선을 필요함을 보여주었다. 여기에서 평가된 운동, 수면 및 건강위험행동 (흡연, 알코올 섭취)는 집단별로 차이가 있었는데 어떤 집단은 위험행동이 낮고 어떤 집단은 위험행동이 높은 수치를 보였다.

산업재해 근로자에 대한 건강증진의 다양한 전략은 분명히 필요하다. 우리의 연구대상에서, 피험자의 약 13 %가 건강챙김형(health conscious)으로 분류하고, 47 %는 잠재적위험형(poor lifestyle)로 분류하고, 40 %는 고위험형(high risk)으로 분류하였으며 고위험은 위험행동 및 라이프스타일의 위험성이 상승되었음을 보여준다. 이 연구대상에서 잠재적위험형과 고위험형에게 가장 적합한 중재방법이 건강챙겸형에게 가장 적합한 중재방법과 크게 다를지라도, 잠재적위험형과 고위험형에게 건강관련 중재가 가장 필요할 것이다.

분석결과, 먼저 건강챙김형을 기준으로 잠재적위험형을 비교하면, 나이가 적을수록, 사회경제적지위와 생활만족도가 낮을수록, 취업이 미취업상태에 비해 잠재적위험형에 속할 가능성이 높게 나타났다.

서로 다른 사회경제적 집단에 미치는 영향은 불확실하지만, 담뱃값 인상을 중지하고 청소년이 흡연을 시작하는 것을 감소시키는 것이 효과적이다(Godfrey 2009). 알코올 소비가 알코올 가격과 반비례하며 가격 인상은 치명적인 교통사고 및 음주운전을 낮추는데 효과적이다(Purshouse 2009, Scottish Health 2007). 그러나, 젊은 성인과 청소년들 사이에서 폭음과 알코올 소비에 가격을 증가시키는 효과에 대한 증거는 미약하다(Booth 1999, Brennan 2008). 바람직하지 않은 건강효과에 대해서 담배와 술 소비는 특히 중간소득 및 저소득국가에서 개인과 사회에 경제적 부담을 준다. 스리랑카 성인 남성의 경우 애주가 및 흡연자는 알코올 및 담배에 자신의 월소득의 40 %를 소비한다(De Silva2011). 총 지출은 소득 수준의 감소로 떨어졌다; 가장 낮은 저소득 계층에서 자신의 수입의 가장 큰 비율을 담배와 알코올과 같은 물질에 소비했다(Lombardo S 2013). 유럽에서 프랑스에서는 낮은 교육 수준, 실업, 1인 가정, 육체 노동자 및 사별은 흡연위험의 증가와 관련이 있다(Galea 2004, Guilbert 2001, Haustein 2006). 그러나 이 연구에서 실업자 집단은 흡연과 음주를 덜 하였고 교육수준은 건강위험 행동과 관련이 없었다.

그리고 건강챙김형을 기준으로 고위험형을 비교하면, 남성이 여성에 비해, 취업이 미취업상태보다, 만성질병이 없는 경우, 나이가 적을수록, 사회경제적지위와 생활만족도가 낮을수록 고위험형에 속할 가능성이 높게 나타났다. 흡연은 남녀모두 저소득층과 관련이 있으며(Baumann 2007) 남성은 여성보다 니코틴 함량이 많은 담배를 선호하여 혈중 니코틴 농도가 여성보다 높다(Zeman 2002). 남성은 여성보다 향정신의약(psychotropic drugs) 의존성이 덜하며 남성이 여성보다 알코올 섭취가 3배가량 많다(Alonso 2004, Laget 2000). 또한 남성은 여성보다 알코올섭취가 많고 알코올관련 문제도 더 많다. 남자는 알코올 소비와 문제에 대한 명백한 특정 위험요소에 여성보다 더 많은 가능성이 있을 것으로 보인다. 그리


100

고 이 문제에 대한 중요한 보호요인(protecting factors)이 여성보다 적다: 남성은 여성에 비해 폭음, 행동 비절재(behavioral undercontrol)와 관련이 있으며 사회적 관계를 개선하거나 스트레스를 풀기 위해서 음주를 한다(Nolen-Hoeksema S 2004). 흡연은 심혈관질환(Glantz SA 1995), 관상동맥질환(Ockene 1997), 급성 관상 동맥 혈전증 및 뇌졸중(Bonita 1992, Burke 1997), 당뇨병(Will 2001), 수명 및 미세/대혈관 합병증(Chase 1991, Morrish 1991) 등을 일으키거나 악화시키는 주요 요인이다. 알코올은 간질 (Samokhvalov 2010A), 고혈압 성 심장 질환 (Talor 2010), 허혈성 심장 질환 (Roerecke and REHM 2010), 허혈성 뇌졸중(Patra et al. 2010)뿐만 아니라 구강암, 인두 암과, 식도 암, 대장과 직장암, 간암 등과도 관련이 있다 (Corrao 2004). 이러한 이유들은 만성질환 보유자들이 흡연과 음주와 같은 건강위험행동을 기피하는 이유로 충분하다고 할 수 있다.

마지막으로 잠재적위험형을 기준으로 고위험형을 비교하면, 남성이 여성에 비해, 만성질병이 없는 경우, 나이와 사회경제적지위가 낮을수록 고위험형에 속할 가능성이 높게 나타났다.

V. 제한점

우리 연구에서 많은 흥미로운 결과를 얻었음에도 여러 가지 제한점을 가지고 있다.

이 연구에서 우울과 직무스트레스는 변수가 없다. ‘일자리 만족도’ 변수는 있지만 원직장 복귀자, 재취업자, 자영업주, 무금가족종사자만 조사되었다. 실직자 80명 및 비경제활동인구 278명은 조사가 안되었다. 자아존중감, 자기효능감 변수는 있다. ‘삶의 질’을 ‘일상생활 만족도’로 사용하였으며 ‘결혼유무’ 를 ‘배우자유무’로 사용하였다. 한편 이 연구의 대상자 중 84%가 남성으로 여성의 비율이 매우 적다.

VI. 결론

요양을 마친 산재환자들의 운동일수, 수면시간, 흡연갯수, 음주회수 등에 따라 건강챙김형, 잠재적위험형, 고위험형으로 나누어보았다. 건강챙김형은 세 그룹 중 운동을 가장 많이 하고 수면시간, 흡연갯수, 음주횟수가 가장 적었다. 잠재적위험형은 운동일수가 가장 적었으며 수면시간, 흡연, 음주는 세 그룹에서 중간을 차지하였다. 고위험형의 운동일수는 중간을 차지했으며 수면시간, 흡연갯수, 음주횟수가 가장 높게 나타났다. 이에 따라 각 그룹별로 건강행동 중재가 다르게 적용되어야 할 것으로 사료된다.

VII. 감사

한국국제대학교에서 연구지원금을 받아 자료를 수집하고 분석할 수 있었다. 근로복지공단소속 산재보험패널조사에서 자료를 제공받았으며 이 원고에서 자료해석에 대한 책임은 오직 저자에게 있다.

산재근로자의 노동시장 참여 (2)

� 3-1.� 산업재해�여성�근로자에�대한� ICF� 영역별�기술분석�

-� 김� 환(대구대�작업치료학과)

-� 이민재(근로복지공단�대구병원)

-� 김영범(근로복지공단�대구병원)

� 3-2.� 산재근로자의�삶의�만족도�모형�구축�및� 검증에�

관한�연구� :� 재활에�대한�논의를�중심으로

-� 박유진(근로복지공단�근로복지연구원)

-� 임예직(한국장애인고용공단�서울남부지사)

� 3-3.� 제조업�남성�근로자의�작업환경이�만성질환�및�

경제활동에�영향을�미치는�요인

-� 최길용(서울의료원�환경건강연구실)

-� 박광성(서울의료원�의학연구소)


3-1.�산업재해�여성�근로자에�대한� ICF�영역별�기술분석 103

3-1

산업재해 여성 근로자에 대한 ICF 영역별 기술분석

김 환* 이민재** 김영범***

요� � 약

본�연구는� 2012년부터� 2015년까지�실시한�산재�장애인�패널조사를� ICF분류�기준에�따라�여성�산재�근로자가�직업을�유지하고�복귀하는데�미치는�여러�요인들을�파악하여�남성과�여성에�따른�

차이를�분석함으로써�어떠한�차이가�나타나고�있는지�제시하는데�그�목적이�있다. 이를�위해�근로복지공단에서� 조사한� 제� 3차� 산재보험� 패널조사� 자료에� 기초하여� 분석하였다. 연구모형의� 검증을�위해�SPSS version 22.0을�사용하여�조사대상자의�개인적�요인, 신체장애�및�건강요인, 환경적�요인, 작업수행�및� 참여요인들에�따른� 남성과�여성의�차이를�비교분석하기�위해�빈도분석, 교차분석, 독립표본� t-test를�실시하였다. 분석�결과�여성이�남성에�비해�교육수준, 근로기간, 원�직장�복귀율, 정규직�비율�등이�낮게�나타나�여성�산재환자가�남성에�비해�직업생활을�유지하는데�많은�제약들이�

있음을�알�수�있었다. 이러한�문제들을�해결하기�위해서는�여성�산재환자�스스로�노력해야�할�뿐만�아니라, 사회적으로�안정적인�고용�지원과�사회정책적인�뒷받침이�요구된다. 본�연구를�통해서�여성�산재�장애인의�직업관련�요인들을�탐색하여�여성�산재근로자의�전반적인�사회복귀에�연구�기초자료

로�제공되고자�한다.

I. 서론

1.� 연구의�필요성

산업재해로 인한 신체기능의 손실은 근로자가 재해 발생 이전의 가정, 직장, 사회에서 수행하던 역

할이 제한되고 사회관계의 손실을 초래하여 재해자의 사회복귀를 어렵게 만드는 요인이 된다. 실제로

우리나라 15～64세 여성의 경제활동 참가율은 1980년대부터 현재까지 꾸준한 증가세를 보이고 있다(국

가통계포털, 2014). 산업재해에서 여성근로자가 차지하는 비율도 2000년 13.1%에서 2012년 19.07%로

꾸준한 증가세를 보이고 있는 반면에, 남성은 2000년 86.4%에서 2012년 80.93%로 감소세를 보이고 있

다(한국산업안전보건공단, 2014). 이는 여성의 경제활동 참여가 증가하고 여성이 요구되는 일자리가 늘

어나고 있는 추세를 보여주고 있으며, 향후 여성 근로자의 산업재해자 수가 더 늘어날 가능성이 높다.

하지만 우리나라에서 여성 장애인에 대한 올바른 인식 부족과 사회적 무관심, 편견과 차별 등으로 인하

* 대구대학교 작업치료학과 교수, [email protected] ** 근로복지공단 대구병원 재활전문센터 작업치료사, [email protected] *** 근로복지공단 대구병원 재활전문센터 진료부원장, [email protected]


104

여 취업 또는 훈련의 기회를 제공하는 분야가 매우 제한되어 있어 남성 장애인에 비해 동등한 직업의

기회를 갖지 못하고 있는 현실이다(김정아, 2013). 또한, 여성 장애인은 여성이라는 문제와 장애라는 문

제 때문에 사회적으로 소외 될 가능성이 높아 노동시장 자체가 어려울 뿐만 아니라 임금에서도 차별을

경험하고 있다(유동철, 2000).

사회학적인 측면에서 여성은 가정의 역할을 수행하기 위해 스스로 더 낮은 경제적 보상과 사회적

지위의 직업을 선택하여 노동시장으로 진입할 때 전공 분야의 적합도가 남성에 비해 낮다(백수경,

2014). 그리고 사회적 지위에서도 여성 지배적인 직업은 직업의 위계 서열에서 가장 하위에 집중된다.

여성에게 집중되는 낮은 경제적, 사회적 지위는 국내 노동시장에서도 뚜렷하게 나타난다. 여성 지배적인

직업은 전문직, 단순사무직, 가사 관련 단순직이며, 여성직 가운데 평균 임금이 상위 25% 내에 들어가

는 직종은 단 하나도 없고, 중위권이 6개, 나머지는 모두 하위 25%의 저임금 직종들이 대부분이다(황수

경, 2003). 여성직이 다수 분포한 노동시장 하층에서 남성직과 여성직 간의 임금 격차가 가장 크게 나

타나고 있음을 밝히고 있다(허은, 2013; 백수경, 2014). 또한, 여성은 고학력을 보유한다고 해서 고용

이 보장되지 않는다. 여성 지배적인 직업은 시간제 및 비정규직의 고용 형태가 가장 높게 나타난다(황

수경, 2003). 주로 여성들이 직무를 수행하는 특정 직종인 판매서비스, 단순노무직 등은 비정규직이 많

다(장지연, 2001; 전기택, 2006; 이시균․윤정향, 2008). 최근의 연구에서도 남성 지배적인 직업은 주로

노동시장의 상층에 분포하는 반면, 여성 집중 직업은 노동시장의 중간층 및 하층에 분포하고 있다.

다시 말해, 국내 노동시장은 성별에 따라 발생하는 근로조건, 임금, 사회적 지위, 일자리 만족도

등의 문제들이 여성 개인의 수준이나 인적자원에서 비롯되는 문제가 아닌 구조적으로 결정되는 결과라

는 것이다. 성별의 분리는 사회적 불평등이 가장 가시적으로 드러나는 하나의 표식으로서, 현대 사회에

서 남성 지배적인 분야는 성 불평등이 가장 심화된 분야이다(Bielby and Baron 1986; Reskin and

Bielby, 2005).

여성 노동력의 수요증가로 근로여성의 격증 등 여성의 사회참여가 늘어나고 있고 가정을 주요 활

동무대로 삼던 여성들이 많이 사회에 진출하게 됨으로서 산업재해와 같은 작업상의 위해 및 스트레스와

사회변화의 영향의 여파를 보다 직접적으로 받게 되어, 재활서비스 정책의 뒷전에 서지 않을 수 없다.

그러나 이러한 문제의 심각성을 가지고 있는 여성 산재장애인에 대한 연구는 아직도 많이 이루어지지

않고 있다. 본 연구는 우리나라 여성 산재장애인이 남성 산재장애인보다 사회적 관심과 다양한 사회참

여의 기회로부터 소외 되어 있고, 교육, 사회인식, 결혼, 경제적 어려움 등을 겪고 있으나, 이들에 대한

근로 복지적 접근이 사실상 부재했음을 인식하고 이와 같은 복합적인 문제들을 직업복귀를 통해 정상화

시키고 사회통합을 유도해야 한다는 전제를 내포한다.

세계보건기구(World Health Organization)는 기능 및 장애와 관련된 건강 요소들에 대해서 세계적

으로 일치된 모형을 제시하고자 국제적으로 일반화된 장애의 개념을 정의한 ICF(International

Classification of Functioning, Disability and Health)를 제시하였다(WHO, 2001). 우선, ICF는 신체

기능과 구조, 개개인이 수행하는 작업이나 업무와 관련된 활동 및 일상생활과 관련된 활동(activity)과

참여(participation), 장애의 경중 및 환경적 요소와 관련된 상황적 요소 등의 세 가지 광범위한 요소들

로 구성되어 있다(권순성, 2014). ICF 분류 방법의 가장 큰 장점은 장애를 이해하는데 있어 장애의 의

료적, 사회적, 환경적인 요소들을 종합적으로 고려한다는 것이다. 장애인의 재활 계획을 수립하는데 있

어서도 장애의 의료적 진단 정보를 이용하기 보다는 ICF에 근거하여 실제 생활에서 장애인이 겪는 환

경적, 사회적인 부분에 기능적인 한계를 확인하고 평가하는 것이 보다 명확하며 효율적일 수 있다(고영

찬, 2002).



ICF는 이러한 장애인의 전반적인 일상생활에서 나올 수 있는 상황을 모두 하나의 분류체계로 분석

해서 종합적인 재활의 방향을 제시하기 위해 개발된 것이기 때문에 산재근로자의 개인적 요인, 신체기

능 및 구조 요인, 환경적 요인, 활동 및 참여 요인에 대한 분석을 통해 직업복귀 및 사회참여, 재활을

위해 어떠한 환경적인 조정과 개선이 필요한지 등을 결정하는 중요한 자료가 된다는 점에서 그 의의가

있다. 따라서, ICF 분류기준에 근거하여 여성 산재장애인의 직업복귀에 관련된 요인들을 탐색해 보며

그러한 요인들의 상호작용과 역동적 관계를 알아보고, 다양한 차원에서 여성의 직업복귀를 강화시킬 수

있는 체계적인 조사를 하고자 한다.

2.� 연구�목적

본 연구는 우리나라 여성 산재장애인의 취업에 관한 문제를 근본적으로 이해하고자 취업을 결정하

고, 유지시키는 여러 요인들을 탐색해보고자 한다. 즉, 다양한 차원에서 여성 산재장애인의 취업과 유지

에 영향을 미치는 요인들을 분석하여 기초자료를 제공하는데 목적이 있다.

이러한 목적을 위해 구성된 주요 연구내용은 다음과 같다.

첫째, 여성 산재장애인의 개인적 측면을 알아본다.

둘째, 여성 산재장애인의 신체장애 및 건강요인을 알아본다.

셋째, 여성 산재장애인의 환경적 요인을 알아본다.

넷째, 여성 산재장애인의 작업수행 및 참여요인을 알아본다.

II. 연구방법

1.� 연구대상�및� 자료수집�

산재보험 패널조사(PSWCI, Panel Study of Worker's Compensation Insurance)는 2012년 1～12월

동안 요양을 종결한 산재근로자를 대상으로 조사한 것으로, 산재요양종결 자들의 재해 이후 개인의 경

제활동상태를 동태적으로 파악하여 산재근로자의 직업복귀에 대한 패널자료를 제공하기 위해 개발되었

다. 패널조사의 모집단은 2012년 산재보험 요양종결 산재근로자 82,493명이고, 장해등급(6개 범주)별

우선 할당 후 지역(9개 권역)별 비례 배분하였다. 산재보험 패널조사는 2013년을 1차 년도로 하여 조사

대상자 표본크기 2,000명(산재장애인 1,650명, 장해가 없는 산재근로자 350명)으로 실시하고 있으며(근

로복지공단, 2015), 본 연구에서 사용한 자료는 2015년에 조사한 3차 년도 자료이다. 분석대상은 2012

년 요양종결자 중 2,000명을 대상으로 하는 산재보험패널 조사 3차 데이터 중 남성 산재근로자 1422명,

여성 산재근로자 282명, 총 1,704명을 대상으로 분석을 실시하였고, 구체적인 내용은 <표 1>과 같다.


106

요 인 변수명 변수 설명

개인적 요인

연령 ∙ 20대 이하, 30대, 40대, 50대, 60대 이상

학력 ∙ 무학, 초등, 중등, 고등, 대졸이상

혼인상태 ∙ 미혼, 혼인, 별거, 이혼, 사별

근로 기간∙ 1개월 미만, 1개월-1년, 2-3년, 3-4년, 4-5년,

10년 이상

신체장애및

건강요인

장해유형 ∙ 1-3등급, 4-7등급, 8-9등급, 10-14등급

장해유무 ∙ 있다, 없다

요양기간∙ 3개월 이하, 3-6개월, 6-9개월, 9개월-1년, 1년-2년,

2년 초과

의료 재활서비스 이용여부 ∙ 미이용, 이용

직업 재활서비스 이용여부 ∙ 미이용, 이용

사회심리 재활서비스 이용여부 ∙ 미이용, 이용

환경적 요인

경제활동 상태∙ 원직장 복귀, 재취업, 자영업, 무급가족, 실직자,

비경제 활동

고용형태 ∙ 정규직, 비정규직, 고용주, 자영업자, 무급가족종사자

사회경제적 지위 ∙ 하층, 중하층, 중상층, 상층

<표� 1> 분석�대상자�현황

(단위: 명, %)

대 상 산재 장애인

남 성 1,422 (71.1)

여 성 282 (14.1)

소 계 1,704 (85.2)

2.� 변수의�정의�및� 구성내용�

본 연구는 성별에 따른 남성과 여성 산재근로자의 ICF 구성요소와 관련 있는 개인적 요인, 신체장

애 및 건강관련 요인, 환경적 요인, 작업수행 및 참여 요인들을 비교 분석하였다.

개인적 요인으로는 개인의 기능과 장애에 내부적 영향을 미치는 요소인 연령, 학력, 혼인상태, 근로

기간의 정보를 도출하였고, 신체장애 및 건강관련 요인으로는 장해유형, 장애등급, 장해유무, 요양기간,

재활서비스 이용여부를 살펴보았다. 환경적 요인으로는 경제활동 상태, 고용형태, 사회경제적 지위를 설

정하였고, 작업수행 및 참여 요인은 업무수행능력, 일자리 만족도, 전반적인 일상생활 만족도, 타인의 도

움정도, 기본적인 일상생활 어려움, 수단적인 일상생활 어려움, 하루 일과 중 주로 하는 활동을 살펴보

았다. 자료 분석에 활용한 변수에 대한 설명은 다음 <표 2>과 같다.

<표� 2> 주요변수의�정의�및� 구성내용



요 인 변수명 변수 설명

작업수행및

참여요인

원직장 복귀 전반적 일자리 만족도

∙ 매우만족 - 매우불만족, (5점 척도)

전반적인 일상생활 만족도 ∙ 매우만족 - 매우 불만족 (5점 척도)

타인의 도움정도 ∙ 전혀 필요 없다. - 매우 필요하다, (4점 척도)

기본적인 일상생활 어려움(옷 입기, 목욕하기 등) ∙ 매우 그렇다 - 전혀 그렇지 않다,(5점 척도)

수단적인 일상생활 어려움(쇼핑하기, 병원가기 등) ∙ 매우 그렇다 - 전혀 그렇지 않다,(5점 척도)

하루 일과 중 주로 하는 활동∙ 근로, 구직, 건강관리, 취미활동, 사회참여, 가사, 육아,

휴식, 결혼, 학업, 독학, 가사, 기타, 없음

업무수행능력(산재보상서비스) ∙ 0 - 10점

3.� 분석�방법�

본 연구는 성별에 따른 산재근로자의 직업복귀 및 유지와 관련된 개인적 요인, 신체장애 및 건강관

련 요인, 환경적 요인, 작업수행 및 참여 요인들을 살펴보기 위하여 근로복지공단에서 실시한 산재패널

통합 데이터를 활용하여 남성과 여성 산재근로자들만 추출하여 분석하였다. 자료 분석을 위하여 SPSS

version 22.0 통계패키지를 사용하였고, 남성, 여성 산재근로자들의 특성을 분석하고 빈도를 분석하기

위하여 빈도분석, 교차분석, 독립표본 t-test 방법을 통해 분석하였다.


108

III. 연구결과

1.� 개인적�요인

조사 대상자의 개인적 요인에 따른 남, 여 차이를 비교 분석하기 위해 교차분석과 t-test를 실시한

결과는 아래 <표 3>와 같다. 조사대상자의 성별에 따른 연령, 학력, 혼인상태, 근로기간의 차이를 알아

본 결과 차이가 있다. 먼저 연령은 ‘30대’, ‘40대’는 남성의 비율이 높고, ‘50대’, ‘60대 이상’은 여성의

비율이 높았다. 학력은 남성의 학력이 여성보다 대졸 이상이 많았다. 혼인 상태는 여성의 63.1%가 배우

자가 있다고 응답하였으며, 배우자가 없다고 응답한 경우는 36.9%로 나타났다. 근로기간은 남성이 여성

보다 장기간 근무하였으며, 상대적으로 여성은 3년 미만의 단기간 근로자가 많았다.

<표� 3> 조사�대상의�개인적�요인에�따른�기술분석�

(단위: %)

변수명 구분남 성 여 성

p빈도(명) 백분율(%) 빈도(명) 백분율(%)

연령

20대 이하 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

60대 이상 345 24.3 96 34.0 .000

학력

무학 49 3.4 19 6.7

.000

초등학교 졸업 210 14.8 76 27.0

중학교 졸업 262 18.4 62 22.0

고등학교 졸업 668 47.0 90 31.9

대학교 졸업 이상 233 16.4 35 12.4

혼인상태

미혼 206 14.5 18 6.4

.000

혼인 1049 73.8 178 63.1

별거 26 1.8 5 1.8

이혼 121 8.5 38 13.5

사별 20 1.4 43 15.2

근로

기간

1개월 미만 495 34.8 50 17.7.000

1개월 - 1년 미만 433 30.4 132 46.8

1년 - 2년 미만 107 7.5 36 12.8

.000

2년 - 3년 미만 62 4.4 19 6.7

3년 - 4년 미만 51 3.6 11 3.9

4년 - 5년 미만 36 2.5 5 1.8

5년 - 10년 미만 112 7.9 20 7.1



2.� 장애�및� 건강요인

조사 대상자의 장애 및 건강요인에 따른 남, 여 차이를 비교 분석하기 위해 교차분석과 t-test를

실시한 결과는 아래 <표 4>와 같다. 조사 대상의 장애 및 건강 요인에 따른 성별의 차이를 분석한 결

과, 장해유형, 요양기간, 장해유무, 의료재활서비스 이용여부는 차이가 있고, 직업재활서비스 이용여부,

사회심리 재활서비스 이용여부 항목에서는 유의미한 차이가 없다. 장해 유형에서는 ‘1-3등급’은 여성이

높았고, 남성, 여성 모두 전반적으로 ‘10등급’ 이상이 많았으며, 요양 기간에서는 ‘초기부터 6개월 이하’

까지는 대상자가 남성이 804명 56.5%이고, 여성은 182명 64.5%로 비교적 여성의 요양기간이 짧은 사

람들이 많았다. 장해유무에서는 남성이 여성보다 9.3% 가량 장해 있음이 높았다. 의료재활서비스 이용

여부는 여성이 남성보다 서비스를 ‘이용’한 사람이 많았고, 직업재활 및 사회심리 재활서비스는 남성,

여성 모두 ‘미이용’ 비율이 70%로 낮게 나타났다.

<표� 4> 조사�대상의�장애�및� 건강요인에�따른�기술분석�

(단위: %)



장해유형

1-3등급 24 1.7 1 4.0

.001

4-7등급 61 4.3 9 3.2

8-9등급 125 8.8 12 4.3

10-12등급 580 40.8 110 39.0

13-14등급 401 28.2 78 27.7

장해없음 231 16.2 72 25.5

요양기간

3개월 이하 221 15.5 53 18.8.000

3개월초과-6개월이하 583 41.0 129 45.7

6개월초과-9개월이하 334 23.5 66 23.4

.0009개월초과-1년이하 128 9.0 15 5.3

1년초과-2년이하 115 8.1 16 5.7

2년초과 41 2.9 3 1.1

장해유무없음 231 16.2 72 25.5

.000있음 1191 83.8 210 74.5

의료 재활서비스 이용여부

미이용 857 60.3 188 66.7.044

이용 565 14.5 94 33.3

직업 재활서비스 이용여부

미이용 1216 85.5 235 83.3.347

이용 206 14.5 47 16.7

사회심리 재활서비스 이용여부

미이용 1095 77.0 201 71.3.039

이용 327 23.0 81 28.7


110

3.� 환경적�요인�

조사 대상자의 환경적 요인에 따른 남, 여 차이를 비교 분석하기 위해 교차분석과 t-test를 실시한

결과는 아래 <표 5>와 같다. 조사 대상의 환경적 요인에 따른 성별의 차이를 분석한 결과 경제활동 상

태는 차이가 있고, 사회경제적 지위, 고용형태는 유의미한 차이가 없다. 경제활동 상태에서 원 직장 복

귀는 남성이 430명으로 30.2%, 여성이 69명으로 24.5%, 재취업은 남성이 644명으로 45.3%, 여성이

122명으로 43.3%로 원 직장 복귀와 재취업 모두 남성이 여성보다 높았다. 비경제 활동인구는 남성보다

여성의 비율이 상대적으로 높았다. 사회경제적 지위에서는 ‘하층’, ‘중하층’이 대부분으로 남성은 1,329

명으로 93.4%이고, 여성은 255명으로 90.4%를 차지했다. 고용형태에서는 남성, 여성 모두 ‘정규직’과

‘비정규직’이 많았지만 여성이 남성보다 정규직 비율이 낮았다.

<표� 5> 조사�대상의�환경적�요인에�따른�기술분석�

(단위: %)



경제활동

상태

원직장 복귀 430 30.2 69 24.5.000

재취업 644 45.3 122 43.3

자영업주 88 6.2 7 2.5

.000무급가족 종사자 9 0.6 2 0.7

실직자 49 3.4 9 3.2

비경제 활동인구 202 14.2 73 25.9 .000

사회경제적

지위

하층 541 38.0 121 42.9

.065중하층 788 55.4 134 47.5

중상층 90 6.3 26 9.2

상층 3 0.2 1 0.4

고용형태

정규직 661 46.5 114 40.4

.895

비정규직 327 23.0 61 21.6

고용주 35 2.5 7 2.5

자영업자 96 6.8 13 4.6

무급가족종사자 29 2.0 5 1.8

4.� 작업수행�및� 참여요인�

조사 대상자의 작업수행 및 참여 요인에 따른 남, 여 차이를 비교 분석하기 위해 교차분석과 t-test

를 실시한 결과는 아래 <표 6>와 같다. 조사 대상의 작업수행 및 참여 요인에 따른 성별의 차이를 분석

한 결과 일자리 만족도, 일상생활 만족도, 기본적인과 수단적인 일상생활 어려움, 업무수행능력, 유의한

차이가 없고, 타인의 도움필요 정도와 하루 일과 중 주로 하는 활동 영역은 차이가 있다. 일자리 만족도

는 남성, 여성 모두 전반적으로 ‘만족’, ‘보통’ 수준이었고 일상생활 만족도에서는 남성, 여성 모두 전반

적으로 ‘만족’과 ‘보통’ 수준이었다. 타인의 도움필요 정도에서는 ‘전혀 필요없다’, ‘필요없다’가 80% 이

상이어서 독립적인 일상생활이 가능해보였다. 기본적인 일상생활과 수단적인 일상생활 어려움에서는 남



성, 여성 모두 80% 이상 큰 어려움을 호소하지 않았다. 하루 일과 중 주로 하는 활동에서는 남성은

69.3%로 대부분 근로시간이 많았고, 여성도 일을 한다고 응답한 사람이 많았지만 남성 보다 가사일의

비중이 높았다. 업무수행능력에서는 0-10단계 중 능력 수준의 평균과 표준편차를 구하였다. 그 결과,

남성 여성 모두 모두 전반적으로 “7”정도의 수준을 나타냈었다.

<표� 6> 조사�대상의�작업수행�및�참여요인에�따른�기술분석�

(단위: %)



원직장 복귀 후 전반적 일자리 만족도

매우만족 5 0.4 1 0.4

.993만족 196 13.8 33 11.7보통 218 15.3 34 12.1

불만족 11 0.8 1 0.4매우 불만족 0 0.0 0 0.0

전반적인 일상생활 만족도

매우만족 4 0.3 2 0.7

.180만족 585 41.1 126 44.7보통 748 52.6 132 46.8

불만족 72 5.1 22 7.8매우 불만족 13 0.9 0 0.0

일상생활에서 가족 또는 타인의

도움 필요정도

전혀 필요없다 569 40.0 123 43.6.000

필요없다 655 46.1 110 39.0약간 필요하다 148 10.4 44 15.6

.000매우 필요하다 50 3.5 5 1.8

기본적인 일상생활 어려움

(옷 입기, 목욕하기 등)

매우 그렇다 33 2.3 1 0.4

.057그렇다 62 4.4 16 5.7보통 118 8.3 31 11.0

그렇지 않다 616 43.3 130 46.1전혀 그렇지 않다 593 41.7 104 36.9

수단적인 일상생활 어려움

(쇼핑하기, 병원가기 등)

매우 그렇다 40 2.8 3 1.1

.486그렇다 100 7.0 23 8.2보통 124 8.7 36 12.8

그렇지 않다 589 41.4 117 41.5전혀 그렇지 않다 569 40.0 103 36.5

하루 일과 중 주로 하는 활동

근로 985 69.3 161 57.1

.000

휴식 131 9.2 19 6.7가사 10 0.7 51 18.1

건강관리 99 7.0 12 4.3취미활동 84 5.9 21 7.4

구직 74 5.2 9 3.2사회참여 17 1.2 2 0.7

육아 1 0.1 2 0.7결혼 준비 2 0.1 0 0

학업 12 0.8 2 0.7독학 1 0.1 0 0.0

쇼핑, 돌봄 등 4 0.3 2 0.4기타 2 0.1 1 0.1

업무수행능력0-10단계 중평균수행능력

1422 7.35±2.21¥ 282 7.17±2.30¥ .760

¥ 평균±표준편차


112

IV. 결론�및�논의

여성은 자본주의와 가부장제의 논리에 따라 자신의 적성이나 능력, 흥미에 알맞은 직업능력을 개발

하기보다는 사회적 인식과 교육선택에 있어 성별특성에 의해 제한을 받아왔다(김정아, 2013). 여성 근로

자에 대한 편견과 선입견은 업무의 범위를 축소시키고 적성을 개발하는데 제한을 주었다. 특히, 산업재

해로 인해 신체적, 심리적 장애를 겪고 있는 여성 근로자에 대한 포괄적인 접근방식이 필요하다.

장애와 재활에 대한 개념이 변화하면서 환경적인 부분에 대한 관심이 커지고 일상생활에서 어떠한

어려움이 있는지 조사하는 것이 장애의 전인재활에 필요하다. ICF 분류기준은 장애나 질병의 의료적 진

단, 장애인이 수행하려고 하거나 수행해야 하는 작업 및 일상생활, 장애인 주위의 여러 환경적인 요소

등을 전체적으로 고려하여 서비스를 제공하는 방법이라고 할 수 있다(정대형, 2014). 이러한 종합적인

평가 결과를 기초로 장애인의 기능적 한계가 직업활동 혹은 업무유지에 어떻게 영향을 미치는지를 확인

한 후 재활 서비스 제공이 적합한지를 최종적으로 결정한다. 이러한 이유로 장애인의 재활을 지원하는

전문가들은 장애인이 참여하는 활동 혹은 수행하는 업무가 무엇인지를 확인하고 ICF 기준에 의한 문제

해결 방법을 적용하여 장애인의 재활을 지원하는 것이 바람직하다. 따라서 본 연구에서는 2012년부터

2015년까지 실시한 산재 장애인 패널조사를 토대로 ICF영역의 기준에 따라 산재근로자가 직업을 유지

하고 복귀하는데 미치는 여러 요인들의 차이를 남성과 여성 산재 장애인을 구분하여 분석하였다. 분석

결과 도출된 여성 산재 장애인의 분석결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 산재 근로자의 성별에 따라 개인적 요인인 연령, 학력, 혼인상태, 근로기간에 어떠한 영향을

주는가에 대한 분석을 중심으로 살펴본 결과, 연령대에서 여성의 75%가 50대 이상으로 나타나 나이가

많을수록 남성에 비해 여성의 산재 비율이 높게 나타났다. 고용에 있어서 여성에 비해 남성의 연령이

적을수록 직장복귀율이 높았다(정원미, 2003). 교육수준에서는 여성의 중학교 졸업 이하가 55.7%, 남성

은 36.6%로 나타나 남성에 비해 상대적으로 여성의 학력이 낮게 나타났다. 혼인상태는 여성의 혼인 비

율이 63.1%로 높아 맞벌이 가정이 많음을 시사하였다. 배우자가 있는 경우가 미혼인 경우에 비해 가족

부양에 대한 책임성, 배우자의 지지 등의 요인으로 취업의 가능성이 높은 것으로 나타났다(김성원, 문진

영, 2011; 김신영, 1996; 김정아, 나운환, 김지민, 2013; 오소윤, 나운환, 2016). 근로기간은 1년 미만인

여성근로자가 64.5%로 높게 나타나 남성보다 정규직이 적음을 알 수 있었다. 이처럼, 남성에 비해 여성

산재 근로자의 학력이 낮고, 근로기간이 짧은 현실을 보여주고 있다. 최종학력이 높은 여성일수록 노동

시장 진입에 유리하다(오소윤, 나운환, 2016). 취업과 직업능력의 향상을 원하는 여성들이 자신의 요구

와 적성에 맞는 교육훈련을 받음으로써, 하나의 노동하는 인간으로서 자기를 깨닫고 노동을 통하여 자

아를 실현할 수 있는 토대를 마련해 주어야 한다.

둘째, 장애 및 건강요인과 관련된 장해유형, 요양기간, 장해유무, 의료, 직업, 사회심리 재활서비스

이용여부에 따른 남성과 여성을 비교해 본 결과, 여성이 남성에 비해 장해등급이 높은 사람이 많았고,

요양기간이 짧은 사람이 많았다. 이처럼, 한국의 산업화 과정에 참여한 여성노동력은 신체 위험이 적은

경공업 중심의 노동집약적 산업에 집중하고 있다. 이러한 부분의 노동조건은 임금이나 노동시간, 고용

안정도, 각종 복지 혜택에 있어서 가장 열악한 부분이다(김정아, 2013). 의료, 직업, 사회심리 재활서비

스 이용여부는 남성과 여성 모두 ‘미이용’자가 대부분이었다. 근로복지공단은 산재환자 맞춤형 치료를

개발하며 산재환자의 직업복귀를 높이는데 최선을 다하고 있지만 산재환자의 재활서비스 이용률이 현저

히 적게 나왔다. 아직까지 소수병원에서만 의료, 직업, 사회심리 전문 재활치료 서비스를 실시하고 있고,



전국적으로 전문적인 재활서비스가 보급되지 않은 것 같다. 산재환자의 재활서비스 이용률을 높일 수

있도록 지속적인 의료정책개발과 의료기술 보급이 이루어져야 할 것이다.

셋째, 산재 근로자의 경제활동 상태와, 사회경제적 지위, 고용형태의 환경적 요인을 살펴본 결과,

먼저 경제활동 상태에서 여성이 남성에 비해 원 직장 복귀율이 낮았고, 비경제 활동인구가 높게 나와

산업재해 이후 여성의 직업복귀의 어려움을 보여주고 있다. 사회경제적 지위에서는 남성과 여성 모두

중하층 이하로 경제적 지위가 낮았다. 고용형태에서는 남성에 비해 여성의 정규직 비율이 낮아 고용형

태가 불안한 상황을 보여주었다. 산업구조의 변화와 경제 성장에 따라 여성의 경제활동 참가율은 지속

적으로 증가해 왔지만, 여성들은 여전히 노동시장 구조 속에서 불안정 고용과 특정 직장에의 편중, 저임

금, 주변적이고 보조적인 역할이라는 특성을 보이고 있다.

넷째, 신체적 손상, 활동, 건강상태, 환경적 요소와 관련한 삶의 영역에서 개인의 참여와 심리적 만

족감, 일상생활활동 수준을 고려한 작업수행 및 참여요인을 살펴본 결과, 일자리 만족도와 일상생활 만

족도 조사에서 5점 척도의 중간인 ‘보통’에서 가장높게 나와 중심화 경향을 뚜렷하게 보였고, 전반적으

로 여성이 남성에 비해 뚜렷한 불만족을 표시하진 않았다. 일상생활에서의 도움은 여성보다 남성이 많

은 도움을 요구하여 이는 장해등급이 높은 남성이 여성보다 중증의 질병을 가지고 있다고 보여 진다.

하루 일과 중 주로 하는 활동에서는 남성이 여성보다 주로 근로 활동을 많이 하고 있어 여성의 직업 복

귀율이 남성보다 낮음을 알 수 있다. 상대적으로 여성이 남성보다 훨씬 더 가사일을 많이 하고 있어 산

업재해 이후 직업복귀를 포기하고 집안일을 하는데 시간을 많이 할애하고 있음을 나타낸다(p < .05).

업무수행능력에서는 남성과 여성 모두 평균 7점으로 산재 이후 업무수행능력에 대한 자신감이 저하되어

있다. 이는, 사회경제적으로 고급인력이 사라져 직장과 가정에 큰 피해를 줄 수 있고, 산재 이후 심리적

으로 우울과 불안을 초래하여 직업복귀에 어려움을 야기할 수 있다. 대부분의 장애인은 일상생활과 구

직활동을 할 겨우 사회의 편견이나 차별을 받고 있어 취업시 부정적인 영향을 끼친다(오소윤, 나운환,

2016). 이들의 재취업 위해서는 생산성을 높이는 정책보다는 장애인에 대한 차별을 완화할 수 있는 제

도적 조치가 마련되어야 할 것이다.

본 연구는 ICF의 구성요소인 ‘신체기능과 구조’ ‘활동과 참여’, ‘환경적 요인’의 세 부분 중 ‘신체기

능과 구조’는 의료적인 부분이기 때문에 본 연구에서는 제외되었고, 산재패널 조사를 요인들을 ICF 분

류기준에 따라 맞추었기 때문에 모든 부분에 대한 분석이 이루어지지 않았다는 한계를 가지고 있다. 실

제로 ICF에서 분류하는 장애의 유형은 기능상의 손상으로 인해 실제 생활에서 얼마나 어려움을 겪고

있는지에 대해 조사하는 것이지만, 본 연구에서는 실제 생활에서의 어려움은 다루지 않고 산재패널 조

사에서 다루는 항목만을 ICF에 근거하여 조사영역으로 정한 한계가 있다.

여성 산재장애인의 직업복귀와 유지는 경제적으로나 사회적으로 어려움이 가중되고, 특히 남성 산

재장애인과도 차이를 보이고 있어 여성 산재장애인에 대한 자립기반 확충의 의미에서 취업을 위한 직업

교육과 기능훈련, 취업알선 체계 구축, 맞춤형 의료, 직업, 사회심리 재활서비스 정책 개발의 후속연구가

필요하다. 또한, 산업재해 근로자에게 재활서비스 영역을 확대하여 독립적인 일상생활활동과 사회참여를

높여야 한다. 의료 재활서비스영역에서 작업치료사는 기본적인 일상생활활동 훈련 외에 쇼핑하기, 운전

하기, 병원가기 등 다양한 일상생활활동 영역들을 훈련시켜 사회참여를 돕고 있다. 여성 산재근로자의

독립적인 일상생활활동을 확보하기 위해 산재근로자를 위한 체계적이고 맞춤형 재활치료 의료서비스 정

책을 개발할 필요성이 있다. 산재 이후 신체적 기능 훈련에만 초점하는 것이 아니라 삶의 질을 향상시

키는 작업수행 영역들을 고려하여 제도적인 환경이 마련되어야 할 것이다. 따라서, 본 연구는 사회적 관

심의 사각지대에 있는 여성 산재장애인에게 취업을 통해 사회로 복귀시키도록 하려는 노력에 앞서, 여


114

참고문헌

고영찬, 2002, “장애인의 사회진단에 있어 국제장애분류(ICF) 활용에 관한 연구”, 석사학위논문,

경성대학교.

권순성, 2014, “병원상황에서의 ICF 적용 방안 연구”, 의학석사학위논문, 충북대학교.

근로복지공단, 2015, 『제2차 산재보험패널 조사기초분석보고서』, 근로복지공단 근로복지

정책연구센터.

김성원, 문진영, 2011, 고령 장애인의 노동시장 진입여부와 근로지속기간에 미치는 요인에 관한

연구. 제2회 장애인고용패널 학술대회 발표논문.

김신영, 1996, “노동력의 장기근속 추세와 근속결정 요인분석”. 석사학위논문, 연세대학교.

김정아, 2013, “여성장애인의 취업 및 유지에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”. 석사학위논문,

대구대학교.

김정아, 나운환, 김지민, 2013, “여성장애인의 취업 및 유지에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”,

『특수교육재활과학연구』, 52(4), 321-338.

백수경, 2014, “청년층 직무불일치 결정요인의 성별 차이 분석”. 석사학위논문, 고려대학교.

오소윤, 나운환, 2016, “여성장애인의 노동시장 진입 영향요인 연구”, 『특수교육재활과학연구』,

55(3), 517-536.

유동철, 2000, “장애인에 대한 직업훈련이 취업 및 소득에 미치는 영향”, 『한국사회복지학』, 42,

290-313.

이시균, 윤정향, 2008, “청년층 고학력자 성별 노동시장 차별에 관한 실증연구”, 『산업노동

연구』, 14(2), 59-94.

장지연, 2001, “특집-비정규직 노동의 실태와 쟁점-성별 차이를 중심으로, 경제와 사회”,

『경제와사회』, 51, 68-96.

전기택, 2006, “산업의 성별분절이 여성의 임시직 취업에 미치는 영향”, 『한국여성학』, 22(1),

79-114.

정대형, 2014, “지적장애인의 직업평가에 있어 국제기능, 건강, 장애분류(ICF)의 활용방안에 관한

연구”, 석사학위논문, 부산대학교.

정원미, 박정일, 구정완, 노영만. 2003, “산업재해 근로자의 직장복귀 예측요인”, 15(2), 119-131.

통계청, 2014, “국가통계포털”.

성 산재장애인과 그들의 직장복귀에 대한 기초적인 이해가 필요하고 한 단계 더 나아가 여성 산재 장애

인의 직업관련 요인들 중 직업생활을 강화시킬 수 있는 요인을 탐색하여 여성 산재근로자의 전반적인

사회복귀에 연구 기초자료로 제공되고자 한다.



한국산업안전보건공단, 2014, “2013년 산업재해 현황분석”.

허은, 2013, “노동시장 계층별 성별직업분리에 관한 연구: 수직적/수평적 분리를 중심으로”,

『한국사회학』, 47(2), 241-266.

황수경, 2003, “여성의 직업 선택과 성별 직종분리 여성의 직업선택과 고용구조”,

『한국노동연구원』, 51-107.

Bielby, William, & James N. Baron. 1986, "Men and Women at Work: Sex Segregation and

Statistical Discrimination." American Journal of Sociology, 91: 759-99.

Reskin, Barbara F., & Denise D. Bielby,. 2005. "A sociological perspective on gender and

career outcomes." Journal of Economic Perspectives, 71-86.

World Health Organization. (2001). International Classification of Functioning, Disability and

Health: ICF. World Health Organization.


3-2.�산재근로자의�삶의�만족도�모형�구축�및�검증에�관한�연구 117

3-2

산재근로자의 삶의 만족도 모형 구축 및 검증에 관한 연구

: 재활에 대한 논의를 중심으로

박유진*, 임예직**

요� � 약

본�연구는�산재근로자의�삶의�만족도를�포괄적으로�이해할�수�있는�삶의�만족도�모형을�제

시하고� 의료·심리·직업재활의� 측면에서� 산재근로자의� 신체, 심리, 직업적� 요인이� 삶의� 만족도에�직·간접적으로� 미치는� 영향을� 구조방정식을� 통해� 다차원적으로� 분석하고자� 하였다. 제3차� 산재보험패널조사� 자료를�통해� 1,704명의� 표본을�대상으로� SPSS 24.0, AMOS 7.0 등을�이용하여�분석한�결과� ‘신체적�요인→삶의�만족도’ 경로를�제외한�모든� 모형에서�유의미한�영향을�미치는�것으로�나타났다. 이에�더�나아가�산재근로자의�삶의�만족도에�미치는�요인에�대한�상대적�효과를�검증한�결과, 심리적�요인, 직업적�요인, 신체적�요인�순으로�삶의� 만족에�큰� 영향을�미치는�것으로�확인되었다. 이러한�결과를�바탕으로�재활사업의�궁극적�목표인�산재근로자의�삶의�만족도를� 향상시키기� 위해� 의료·심리·직업재활의� 포괄적이고� 통합적인� 접근이� 필요함을� 제시하고자�하였다.

※ 주제어: 산재근로자, 삶의�만족도, 재활, 구조방정식

I. 서론

한해 산업재해자수는 약 9만명, 산재장해 판정을 받은 근로자는 약 3만명으로 노동부가 집계한 ‘산

재에 따른 경제적 손실’은 2015년 20조를 초과하여, 산재는 개인의 문제를 넘어 사회경제적으로도 큰

부담이 되고 있다.

가장 최선의 방법은 미연에 산업재해가 발생하는 것을 막는 것이지만 그렇지 못할 때는 산업재해

가 발생하더라도 산재근로자가 최대한 빨리 사회에 복귀할 수 있도록 지원하여 사회경제적인 손실을 줄

이는 것이 가장 바람직하다. 이를 위해 생계유지를 위한 보상과 급여에 대한 논의에 그치지 않고 예방,

관리, 요양, 재활과 같은 지원 사업까지 포함하여 사회 복귀에 대한 포괄적인 논의가 이뤄지고 있다. 이

에 2008년 7월부터 직업재활급여가 도입되어 산재보험 자체 예산사업으로만 수행해오던 직업훈련, 직장

복귀지원, 직장적응훈련, 그리고 재활운동지원 사업이 법정급여로 전환되었다(이승욱, 2016). 재활사업을

통해 산재근로자의 직업복귀율은 2013년 51.6%, 2014년 53.9%, 2015년 56.8% 매년 상승 추세를 보이

* 근로복지공단 근로복지연구원 연구사무보조원, [email protected]** 한국장애인고용공단 서울남부지사 기업지원부 대리, [email protected]


118

고 있으며, 2016년도 8월 말 55.4%로 전년 8월 말에 비해 3.7%p 높은 것으로 파악되어(이준석, 2016)

정책의 효과성을 입증하고 있다.

그러나 아직까지 산재보험 정책 방향은 장애의 기능적 손상(functional impairments)의 회복에 초

점을 두고 의료서비스를 통한 장애인의 신체기능과 역할 수행 개선 및 산재근로자의 취업 증진을 우선

시하고 있다(윤조덕·박수경, 1998). 선행연구도 직업복귀와 관련한 한 가지 혹은 특정 프로그램에 대한

영향력만을 다루고 있어 재활서비스에 영향을 미치는 다양한 요인을 고려하지 못한 단편적인 논의에만

그치고 있다(류만희·김송이, 2009; 박수경, 2012; 양재성 외, 2012; 이승렬, 2003).

산재근로자의 질병이나 부상이 일차적으로 회복되어 요양이 종결되면 정책적 지원에서 멀어지는

경향이 있다. 따라서 신체적·정신적으로 완전히 회복되지 않은 산재근로자는 직장복귀 과정에서 사회심

리적으로 많은 어려움을 겪게 되며, 사회적으로 고립되는 양상을 보이게 되어(강선경·노지현, 2013; 이

현주, 2006; Kirsh et al., 2012; Lippel, 2007) 산재근로자의 사회통합은 많이 어려운 실정이다.

이러한 이유로 최근에는 산재근로자의 완전한 사회통합을 위해 신체적인 기능적 회복에 그치지 않

고 장애인을 둘러싼 다양한 생활환경의 질과 삶의 만족도를 포괄적으로 고려해야 한다는 인식이 확장되

고 있다(김선미·김은하, 2015; 박자경·김종진, 2009; 윤조덕·박수경, 1998). 또한, 재활분야에서 장애인의

삶의 만족도를 높이는 것에 초점을 두고, 산재근로자에게 요양비와 같은 경제적 지원을 넘어 사회복귀

를 통한 기능적 독립과 삶의 질의 유지 및 증진을 궁극적인 목표로 삼고 있어(Bishop & Feist-Price,

2002; Livneh, 1988; Roessler, 1990) 산재근로자의 재활사업 평가할 때 삶의 만족도는 중요한 요소라

할 수 있다.

하지만 산재근로자의 재활에 관한 연구는 직업복귀와 재활사업 효과성분석과 관련된 연구가 주를

이루고 있어 재활분야의 궁극적 목표인 삶의 질에 관한 연구는 다소 부족한 실정이다. 산재근로자의 삶

의 만족도에 관한 선행 연구는 자아존중감, 자기효능감, 사회적지지 등과 같은 단편적인 지표만으로 한

정하여 제한적인 논의만 이뤄진 상태이며, 회귀분석을 통해 분석하여 재활사업과 연관된 포괄적인 설명

을 하는 데는 한계가 있다(김수인, 2001; 김정연 외, 2001; 박자경·김종진, 2009). 따라서 산재근로자의

삶의 만족도를 포괄적으로 이해하기 위해 주요 요인들이 삶의 만족도에 직·간접적으로 미치는 영향을

파악하고 다차원적인 접근을 위한 모형을 제시하여 검증할 필요성이 있다.

이에 본 연구는 산재근로자의 삶의 만족도 모형을 제시하고 신체적, 심리적, 직업적 요인이 삶의

만족에 미치는 직접효과와 간접효과를 파악하고자 하였으며, 요인들 간의 인과관계를 구조방정식 모형

을 통해 분석하고자 하였다. 이러한 연구를 통하여 재활사업의 궁극적 목표인 산재근로자의 삶의 만족

도를 향상시키기 위한 개입방안 및 산재보험제도의 향후 재활정책 방향에 대한 함의를 제시하고자 한

다.



II. 이론적�배경

1.� 산재근로자의�삶의�만족도

1)� 삶의� 만족도�개념

‘삶의 만족도(life satisfaction)’라는 개념은 삶의 질(quality of life), 심리적 안녕감(psychological

well-bing), 생활만족과 같은 단어와 유사한 개념으로 혼용되어 사용되고 있으며, 다차원적이며 주관적

인 성격이 강하여 학자들마다 다르게 정의하고 있다.

우선 삶의 질과 삶의 만족도의 개념은 일부 차이가 있다. 삶의 질은 객관적 차원과 주관적 차원이

라는 두 가지 측면에서의 측정이 가능하지만, 삶의 만족도는 현 상황과 삶에 대해 개인이 느끼는 감정

이므로 주관적 차원만 반영하게 된다. 생활만족도 역시 개인이 느끼는 주관적 차원으로 결혼, 가족생활,

주거상태, 재정 상태 등 다양한 생활영역에서 느끼는 만족감의 총합으로 상향이론에서 정의되고 있다.

삶의 만족도라는 개념이 정립되기 시작한 것은 Neugarten 외(1961)가 노인의 삶의 만족도 척도

(Senior’s Living Satisfaction Index)를 개발하면서부터이며, 일상의 활동으로부터 기쁨을 느끼고 자신의

생활에 의미와 책임감을 가지며 정서적·사회적으로 주위 환경에 잘 적응하여 특별한 어려움이 없이도

개인의 욕구를 충족시킬 수 있는 상태라고 정의하였다. Campbell(1976), Dubos(1976), Mallard 외

(1997), Yong & Longman(1983)의 연구에서도 비슷한 정의를 내렸으며, 각 연구자의 정의를 요약하면

사람들은 만족감과 행복감을 최대화하려는 충동이 있어, 자신이 가진 욕구나 기대를 얼마나 충족시키며

살고 있는 환경에 얼마나 만족하는지를 평가하는 것이 삶의 만족도라고 하였다. 국내 연구에서도 유사

하게 삶의 만족도를 자신의 현재 상태를 자신의 욕구와 기대수준과 비교하여 평가하는 것이라고 정의하

고 있다(윤조덕·박수경, 1998; 조규범, 2005)

이처럼 삶을 느끼고 경험하는 주체는 결국 개인이므로 삶에 대한 개인의 주관적 경험과 느낌이 가

장 중요하다는 것을 여러 연구에서 공통적으로 살펴볼 수 있다(백은령, 2003; Martin&Stockler, 1998;

Lehman et al., 1986; Oliver, 1996).

본 연구에서는 삶의 만족도를 일상생활 만족도와 삶에 대한 전반적인 만족도 변수를 포함하여 현

재 환경에 대해 개인이 느끼는 주관적인 심리상태로 정의하고자 한다. 구체적으로 일상생활 만족도에

해당하는 가족의 수입, 여가 생활, 주거 환경, 관계에 대한 만족도(가족, 친인척, 사회적 친분)와 일상생

활 전반적 만족도 변수를 통해 산재근로자의 삶의 만족도를 살펴보고자 하였다.

2)� 산재근로자의�삶의�만족도

재활분야에서 산재근로자의 삶의 만족도 향상이 중요하다는 관점에서 산재근로자의 삶의 만족도에

대한 연구가 재한적으로 진행되고 있지만, 다룬 단일 연구는 부족한 상황이다.

일부 연구를 인용하자면, 윤조덕·박수경(1998)은 신체적 요인, 심리적 요인, 사회적 요인 모두 삶의

만족도 변화에 미치는 영향 요인이었음을 밝히며, 삶의 만족감은 경제적 보상이나 의료적 치료 외에도

체계적인 재활서비스가 병행되어야 함을 제시하였다. 김정연 외(2001)는 일반근로자 군과 교통사고 환

자군, 산업재해 환자군의 삶의 질 수준을 비교하였다. 그 결과 산업재해 환자 군에게서 정신적 건강 및


120

자신감, 사회적 적응, 만족과 걱정에 대한 항목에서 삶의 질이 낮게 나타남으로써 사회심리적인 요인이

많은 영향을 끼쳤음을 확인할 수 있었다. 현혜진 외(2003)의 연구에서는 일상생활 수행능력과 우울, 삶

의 질은 통계적으로 유의한 상관관계가 있다는 것을 밝혔다. 이현주(2006)의 연구에서는 장애 심각성,

경제적 보상, 직업복귀가 삶의 질에 직접적인 영향을 미치는 요인이며 간접적으로 신체적 기능과 지지

체계가 삶의 질에 영향을 미침을 밝혔다. 김선미·김은하(2015)의 연구에서는 다중회귀분석방법을 활용하

여 인구·사회학적, 산재 및 사업장 관련 요인, 사회심리적 요인이 산재근로자의 삶의 질에 어떠한 영향

이 있는지를 살펴보았으며 심리사회적 재활 프로그램의 개발을 제안하였다.

이러한 논의의 방향은 산재근로자의 직업복귀에만 초점을 두었던 기존 연구의 관점에서 벗어나 삶

의 만족도 향상이 중요하다는 관점을 반영하였음을 알 수 있으며, 향후 산재근로자에 대한 재활정책의

효과성에 대한 평가에도 활용할 수 있으므로 이에 대한 심도 있는 논의가 필요하다. 그러나 아직 한정

적인 분야에서 제한적인 논의만 하는 상태이므로 산재근로자의 삶의 만족도에 대한 추가적인 연구가 요

구된다.

3.� 삶의�만족도에�영향을�미치는�요인

1)� 신체적�요인

삶의 만족도에서 신체적 기능이 중요한 요소로 다뤄지는 이유는 장애로 인해 발생하는 신체적 기

능 제한으로 인해 1차적으로는 신체적 자립 정도가 달라지고, 2차적으로는 삶의 여러 영역에 지속적이

며 중요한 영향을 미치기 때문이다(Dijkers, 1997; Putzke et al., 2002).

실제로 제5차 장애인고용패널조사(2012)에 의하면 현재 건강이 좋지않다고 응답한 비율은 65.6%

이며, 건강이 좋지 않은 경우 일을 하는데 있어 지장을 주는지에 대해 확인한 결과 ‘지장이 있다’고 응

답한 비율은 84.0%로 신체적인 요인 및 건강요인은 장애인의 삶의 만족도에 매우 중요한 요인 중 하나

로 작용하고 있음을 알 수 있다(문필동·이정화, 2014).

또한 소아마비장애인의 삶의 만족도를 분석한 Kling 외(2000)의 연구에서는 소아마비로 인한 기능

상의 장애는 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 송진영(2012)의 연구에서는 건

강이 좋을수록 삶의 만족도가 높다고 보고하여 장애인의 삶의 만족도와 신체적 요인 간 관계가 밀접함

을 밝혔다. 그 외에도 노승현(2007)의 연구에서는 신체적 요인 자체가 삶의 만족도에 영향을 미치기보

다는 장애수용과 사회통합과 같은 사회심리적 요인을 통해 삶의 만족도에 간접적인 영향을 미치는 것으

로 나타났다.

본 연구에서의 신체적 요인에 대한 정의는 손상(impairment) 정도에 해당하는 장해등급과 손상으

로 초래되는 신체적 능력 및 기능을 의미하는 일상생활수행능력(ADL)과 수단적 일상생활수행능력

(IADL)을 통해 측정하고자 하였다. 이를 통해 신체적 요인이 산재근로자의 삶의 만족도에 직·간접적으

로 어떠한 영향을 미치는지 알아보고자 하였다.



2)� 심리적�요인

삶의 만족도에서 심리적 요인은 많은 영향을 끼치는데, 구체적으로 구분하면 자신에 대한 만족인

자아존중감과 자기효능감으로 구분할 수 있다.

자아존중감이란 자신을 존경하고 바람직하게 여기며 가치있는 존재라고 생각하는 것으로, 자아존중

감이 높을수록 진취적이고 활력 있는 삶을 전개하는데 반해 자아존중감이 낮으면 자기 자신을 무가치하

게 여기는 것이다(정명희, 2013; Rosenberg, 1979) 정득·이종석(2015)의 연구에서는 개인특성인 자아존

중감이 높을수록 삶의 만족도가 높으며, 삶의 만족도를 높이기 위해서는 부정적인 자아 형성의 문제를

넘어 긍정적인 자아 형성을 위한 방안과 정책을 모색해야 함을 밝혔다. 또한 노인의 자아존중감이 높을

수록 사회활동 참여가 증가하게 되며, 사회참여의 증가로 삶의 만족도가 증가한다는 것을 보아 자아존

중감과 삶의 만족도 간 상관관계가 있음을 알 수 있었다(정명희, 2013)

자기효능감은 인간행동을 예측하고 개선하는데 사용되는 인지개념 중 하나로 특정 상황에 자아가

얼마나 잘 적응하느냐에 대한 자기 지각이기 때문에 삶의 만족도에 영향을 주는 개인 특성변인으로 중

요하게 논의되어 왔다(현정환, 1993). 즉, 실제로 어떤 어려운 상황이 닥쳤을 때 자신이 할 수 있다고

믿는 자신의 능력에 대한 믿음이다(박성희·김진영, 2015; 전명수, 2014). 박성희·김진영(2015)의 연구에

서는 자기효능감과 자아존중감이 높을수록 삶의 만족도가 높아지고 아동의 학교 적응이 더욱 수월해짐

을 밝혀냈다.

따라서 본 연구에서는 위의 선행연구를 고려하여 자아존중감과 자기효능감이 삶의 만족도에 영향

을 미칠 것이라고 가정하고 변수에 반영하여 분석하였다.

3)� 직업적�요인

장애인의 삶의 만족도와 경제활동의 관계는 활동이론을 기반으로 설명될 수 있다. 활동이론은 삶의

만족도와 사회적 활동의 참여정도에는 상관관계가 있다는 상호주의 관점을 반영한 것이며, 이 이론에

따르면 사람이 능동적으로 활동에 많이 참여할수록 심리적 만족감과 삶의 만족도가 높아지게 된다는 것

이다(송진영, 2012; 유완식·임수정, 2011). 또한 경제적 요인은 주관적 삶의 만족도 향상에 가장 큰 영

향을 미치는 요인으로 직접적 영향력 외에도 간접적으로 긍정적인 건강지각을 가지게 한다(문필동·이정

화, 2014).

이러한 연구결과를 토대로 할 때 경제적 요인은 산재근로자의 만족도에 큰 영향을 미치는 요인으

로 볼 수 있으며 본 연구에도 이러한 점을 반영하였다.

III. 연구방법

1.� 연구자료�및� 연구대상

2012년 산재요양종결근로자를 모집단으로 한 제3차 산재보험패널조사 데이터를 사용하였으며,

2,000명의 조사대상자 중 결측치를 제외한 1,704명을 대상으로 분석하였다.


122

구분

사용된 변수 문항수 변수설명(변수값)

외생변인

신체적요인

장해등급 11=1∼7등급, 2=8∼9등급, 3=10∼12등급, 4=13∼14등급, 5=장해 없음

일상생활 수행의 어려움 41=매우 그렇다, 2=그렇다, 3=보통이다, 4=그렇지 않다, 5=전혀 그렇지 않다

현재 업무수행능력 1 1=0(완전상실)∼5, 2=6∼7, 3=8, 4=9, 5=10

산재가 오늘날 삶에 영향을 미치는 정도

11=매우 많은 영향을 미침, 2=많은 영향을 미침, 3=보통, 4=약간 영향을 미침, 5=전혀 영향을 미치지 않음

내생변인

심리적요인

자아존중감 101=대체로 그렇지 않다, 2=보통이다, 3=대체로 그렇다, 4=항상 그렇다

자기효능감 231=전혀 그렇지 않다, 2=그렇지 않다, 3=보통이다, 4=그런 편이다, 5=매우 그렇다

<표� 1> 측정도구�및� 조작적�정의

2.� 측정도구�및� 조작적�정의

구조방정식분석에 앞서 의미 있는 분석이 되기 위해 자료가 만족해야할 사항으로 변수는 등간척도

나 비율척도인 양적변수여야하며, 다른 크기의 척도로 측정한 변수의 경우 표준화하여 같은 척도로 분

석해야하므로 자아존중감(4점 척도)과 직업적 요인(6점 척도)을 제외한 나머지 변수는 5점 척도로 재구

성하였다.

분석에 사용한 변수를 살펴보면, 먼저 외생변인은 신체적 요인으로 장해로 인한 손상과 장해로 인

해 발생하는 일상생활 수행의 어려움, 업무수행능력, 산재가 삶에 미치는 영향으로 구성하였다. 각 5점

척도로 점수가 높을수록 장해등급이 낮으며, 일상생활 수행에 어려움이 없고, 업무수행능력이 높으며,

산재가 삶에 큰 영향을 미치지 않아 신체적 상태가 양호한 것을 의미한다.

내생변인으로 심리적 요인은 자아존중감과 자기효능감으로 구성하였으며, 자아존중감은 로젠버그

자아존중감 척도(Rosenberg Self-Esteem Scale)로 4점 척도이며, 점수가 높을수록 자아존중감이 높은

것을 의미하며, 자기효능감은 Sherer, Maddux 및 Jacobs와 Rogers 등이 개발한 자기 효능감 척도

(Self-Efficacy Scale: SES)로 5점 척도이며, 점수가 높을수록 자기효능감이 높은 것을 의미한다. 즉, 심

리적 요인의 점수가 높을수록 심리적 상태가 양호한 것을 의미한다.

직업적 요인은 취업자(원직복귀, 재취업, 자영업, 무급가족종사)에 대한 일자리 만족도의 공통 문항

으로 직업에 대한 만족도(일자리 전반적 만족도, 취업의 안정성, 하고 있는 일의 내용, 근로환경, 근로시

간, 개인의 발전가능성, 의사소통 및 인간관계)와 근로소득으로 구성하였다. 직업에 대한 만족도에서 미

취업자는 0점으로 일자리로 인한 만족도가 없는 것으로 재구성하였으며, 점수가 높을수록 직업에 대한

만족도가 높은 것을 의미한다. 또한 직업에 있어 중요한 변수인 근로소득에서 0은 근로소득이 없는 상

태이며, 점수가 높을수록 근로소득이 높아짐을 의미한다. 즉, 직업적 요인의 점수가 높을수록 직업적 상

태가 양호한 것을 의미한다.

마지막으로 삶의 만족은 현재 일상생활에 만족하는 정도로 가족의 수입과 여가 생활, 주거 환경,

가족 관계, 친인척 관계, 사회적 친분 관계와 생활에 대한 전반적인 만족도로 구성하였다. 각 5점 척도

로 점수가 높을수록 일상생활에 대한 만족도가 높은 것을 의미한다.



구분

사용된 변수 문항수 변수설명(변수값)

직업적요인

일자리 전반적 만족도 1

0=미취업, 1=매우 불만족, 2=불만족, 3=보통, 4=만족, 5=매우 만족

취업의 안정성 1

하고 있는 일의 내용 1

근로환경 1

근로시간 1

개인의 발전가능성 1

의사소통 및 인간관계 1

근로소득 분류 10=0, 1=1∼240이하, 2=240초과∼1500이하, 3=1500초과∼2400이하, 4=2400초과∼3300이하, 5=3300 초과

삶의만족도

가족의 수입 1

1=매우 불만족, 2=불만족, 3=보통, 4=만족, 5=매우 만족

여가 생활 1

주거환경 1

가족 관계 1

친인척관계 1

사회적 친분관계 1

전반적 만족도 1

3.� 연구모형�및� 가설

본 연구는 산재근로자의 삶의 만족도를 포괄적으로 이해할 수 있는 삶의 만족도 모형을 제시하고

각 요인들 간의 인과관계를 분석하는 데 목적이 있다. 신체적 요인(신체상태)이 삶의 만족에 직접적인

영향을 미치는 동시에 직업적, 심리적 요인을 통해 삶의 만족에 간접적인 영향을 미치는 것으로 가정하

였다. 직업적 요인과 심리적 요인은 삶의 만족에 직접적인 영향을 미치며, 신체적 요인의 영향을 받는

것으로 가정하였다. 즉, 연구의 가설적 모형은 신체적 요인인 1개의 외생변인과 직업적 요인, 심리적 요

인, 삶의 만족 3개의 내생변인으로 구성하였다.

연구의 가설적 모형은 <그림 1>과 같이 제시하였다.

<그림� 1> 연구모형�


124

다음은 연구의 모형에서 검증하고자 하는 요인들 간의 관계를 가설로 제시한 것이다. 각 요인들이

삶의 만족에 미치는 직접효과, 간접효과는 산재근로자의 삶의 만족도 영향요인에 대한 선행연구 고찰을

통해 설정하였다.

연구가설 1: 신체적 요인(외생변인)과 관련된 가설

연구가설 1-1 : 신체적 요인이 높을수록 심리적 요인이 높아질 것이다.

연구가설 1-2 : 신체적 요인이 높을수록 직업적 요인이 높아질 것이다.

연구가설 1-3 : 신체적 요인이 높을수록 심리적 요인이 높아지고 이를 통해 삶의 만족도가

높아질 것이다.

연구가설 1-4 : 신체적 요인이 높을수록 직업적 요인이 높아지고 이를 통해 삶의 만족도가 높

아질 것이다.

연구가설 1-5 : 신체적 요인이 높을수록 삶의 만족도가 높아질 것이다.

연구가설 2: 심리적 요인(내생변인)과 관련된 가설

연구가설 2-1: 심리적 요인이 높을수록 삶의 만족도가 질 것이다.

연구가설 3: 직업적 요인(내생변인)과 관련된 가설

연구가설 3-1: 직업적 요인이 높을수록 삶의 만족도가 질 것이다.

4.� 분석방법

조사대상자들의 인구사회학적 특성 및 주요 변인에 대한 기술적 통계분석, 정규성 확인, 측정도구

의 구성타당도 및 신뢰도는 SPSS 24.0을 사용하였으며, 상관관계 및 판별타당성과 구조방정식을 이용한

산재근로자의 삶의 만족도 모형을 검증하기 위해 AMOS 7.0과 Excel을 사용하였다.

IV. 연구결과

1.� 조사대상자�일반적�사항

조사대상자의 일반적 사항을 살펴보면, 먼저 성별로는 남성이 1,422명(83.5%)으로 대다수를 차지

했고, 여성이 282명(16.5%)으로 나타났다. 연령별로는 50대가 597명(35.0%)으로 가장 많았고, 60대 이

상이 441명(25.9%), 40대 407명(23.9%), 30대가 200명(11.7%), 20대 이하가 59명(3.5%)으로 나타났다.

경제활동상태를 살펴보면, 재취업이 766명(45.0%), 원직장복귀가 499명(29.3%)으로 74.3%를 차지

하였으며, 비경제활동인구 275명(16.1%), 자영업주 95명(5.6%), 실직자 58명(3.4%), 무급가족종사자 11

명(0.6%) 순으로 나타났다.



구분 왜도 첨도 평균 표준편차

신체적 요인

장해등급 -0.327 -0.156 3.44 1.048

일상생활

수행의 어려움

배우기, 기억하기 집중하기 -1.152 0.804 4.17 0.95

옷입기, 목욕하기 등 집안을 돌아다니는 일

-1.747 3.794 4.42 0.80

쇼핑하기, 병원가기 등 집밖을 돌아다니는 일

-1.689 2.841 4.37 0.89

직업활동 -0.728 -0.658 3.79 1.25

현재 전반적인 건강상태 -0.494 0.040 2.59 0.68

현재 업무수행능력 0.153 -1.143 2.87 1.333

<표� 3> 정규성�검토(단위: %)

구분 빈도(명) 비율(%)

성별남 1,422 83.5

여 282 16.5

연령

20대 이하 59 3.5

30대 200 11.7

40대 407 23.9

50대 597 35.0

60대 이상 441 25.9

경제활동상태

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

<표� 2> 조사대상자�일반적�특성(단위: %)

2.� 자료의�점검

1)� 정규성�검토

일변량 정규성은 정규성 분포나 분포의 왜도(skewness) 및 첨도(kurtosis)를 통해 확인할 수 있다.

왜도와 첨도는 0에 가까울수록 정상분포를 이루는데, 왜도는 절대값이 3.0이상, 첨도는 10.0이상일 경우

분포의 정규성에 문제가 있다고 본다.

분석 결과, <표 3>에서 나타난 바와 같이 왜도는 –1.747～0.153, 첨도는 –1.174～3.794로 나타

나 최소한의 정규성 조건을 갖추었다고 판단할 수 있다.


126

구분 왜도 첨도 평균 표준편차

심리적요인

자아존중감

자아존중감1 -0.237 -0.175 2.79 0.74자아존중감2 -0.120 -0.062 2.78 0.64자아존중감3 -1.233 0.534 3.46 0.78자아존중감4 -0.411 -0.412 2.78 0.86자아존중감5 -0.217 -0.693 3.01 0.76자아존중감6 -0.242 0.004 2.83 0.69자아존중감7 -0.275 -0.310 2.60 0.78자아존중감8 0.013 -0.264 2.54 0.71자아존중감9 -1.404 1.014 3.53 0.74자아존중감10 -1.442 1.180 3.57 0.68

자기효능감

자기효능감1 -0.554 -0.087 3.44 0.90자기효능감2 -0.457 -0.142 3.71 0.88자기효능감3 -0.193 -0.150 3.34 0.79자기효능감4 -0.289 -0.091 3.40 0.77자기효능감5 -0.502 0.359 3.88 0.76자기효능감6 -0.377 -0.324 3.64 0.86자기효능감7 -0.407 -0.038 3.67 0.83자기효능감8 -0.195 -0.116 3.31 0.78자기효능감9 -0.335 0.029 3.43 0.76자기효능감10 -0.238 -0.298 3.60 0.83자기효능감11 -0.294 -0.036 3.37 0.78자기효능감12 -0.323 -0.213 3.58 0.84자기효능감13 -0.383 0.077 3.02 0.82자기효능감14 0.002 -0.596 3.20 0.90자기효능감15 -0.456 0.030 3.23 0.84자기효능감16 -0.501 0.412 3.87 0.74자기효능감17 -0.402 0.061 3.69 0.82자기효능감18 -0.377 -0.081 3.62 0.85자기효능감19 -0.198 -0.008 3.09 0.76자기효능감20 -0.173 -0.122 3.48 0.76자기효능감21 -0.080 0.063 2.90 0.70자기효능감22 -0.019 -0.399 3.70 0.79자기효능감23 -0.120 -0.005 2.83 0.76

직업적 요인

일자리 만족도

일자리 전반적 만족도 -1.019 -0.310 2.68 1.43취업의 안정성 -0.809 -0.617 2.63 1.47

하고 있는 일의 내용 -0.998 -0.366 2.76 1.48근로환경 -0.832 -0.560 2.59 1.44근로시간 -0.857 -0.585 2.67 1.48

개인의 발전가능성 -0.834 -0.459 2.51 1.39의사소통 및 인간관계 -1.069 -0.279 2.83 1.50

근로소득 분류 -0.386 -1.174 3.34 1.449

삶의 만족도

　

가족의 수입 -0.261 -0.250 2.80 0.81여가 생활 -0.261 0.034 3.00 0.70주거환경 -0.495 0.387 3.34 0.68가족 관계 -0.584 0.957 3.64 0.67친인척관계 -0.430 0.641 3.54 0.63

사회적 친분관계 -0.493 0.301 3.54 0.60전반적 만족도 -0.535 0.433 3.35 0.63



항목요인

적재치공통성

고유값분산

설명력KMO

Cronbach's α

신체적

요인(2)

일상생활수행의어려움

배우기, 기억하기 집중하기 .799 .641

2.812 40.170

0.807

0.856

옷입기, 목욕하기 등 집안을 돌아다니는 일

.889 .827

쇼핑하기, 병원가기 등 집밖을 돌아다니는 일

.890 .847

직업활동 .692 .685

신체상태

장해등급 .681 .468

1.879 67.019 0.617 현재 업무수행능력 .736 .624

산재가 오늘날 삶에 영향을 미치는 정도

.756 .599

심리적

요인(6)

자기 효능감1[일에 대한

시도]

효능감 6 .779 .698

3.760 15.042

.935

.872

효능감 7 .779 .697

효능감 12 .709 .616

효능감 10 .704 .584

효능감 5 .634 .580

효능감 16 .590 .592

자기 효능감2[수행능력]

효능감 9 .738 .614

3.472 28.929 .858

효능감 8 .716 .590

효능감 3 .679 .601

효능감 4 .674 .642

효능감 11 .648 .571

효능감 1 .555 .592

<표� 4> 탐색적�요인분석과�신뢰도�분석(단위: %)

2)� 탐색적�요인분석과�신뢰도�분석

신체적 요인의 탐색적 요인분석 및 신뢰도분석 결과 2개의 요인으로 도출되었으며, 전체 설명력은

67.02%로 높게 나타났다. 또한 각 요인을 구성하는 문항들 간의 응답의 내적 일관성 수준은 0.6이상으

로 높게 나타났다. 총 7문항은 2개의 요인으로 구성되었으며, 각 요인은 ‘요인1: 일상생활 수행의 어려

움’, ‘요인2: 신체상태’로 명명하였다.

심리적 요인의 탐색적 요인분석 결과 자기효능감 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) 문항은 요인적재치 또는 공통성에서 0.5이하로 낮게 나타나 해당 문항을 제거하고 분석

을 하였다. 전체 설명력은 62.96%, 내적 일관성 수준은 0.5이상으로 나타났으며, 총 33문항은 6개 요인

으로 구성되어 ‘요인1: 자기효능감 1’, ‘요인2: 자기효능감 2’, ‘요인3: 자기효능감 3’, ‘요인4: 자기효능

감 4’, ‘요인 5: 자아존중감 1’, ‘요인 6: 자아존중감 2’로 정의하였다.

직업적 요인은 하나의 단일 요인으로 구성되었고, 전체 설명력은 86.94%, 내적 일관성 수준은

0.98로 높게 나타났다. 삶의 만족 또한 단일 요인으로 구성되었고, 전체 설명력은 55.23%, 내적 일관성

수준은 0.86으로 나타났다.


128

항목요인

적재치공통성

고유값분산

설명력KMO

Cronbach's α

자아 존중감1[자신에

대한 만족]

존중감 7 .780 .703

3.279 42.044 .831

존중감 2 .767 .623

존중감 6 .728 .624

존중감 1 .684 .568

존중감 4 .591 .571

자아 존중감2[자존감]

존중감 10 .809 .693

1.993 50.015 .716존중감 9 .791 .733

존중감 3 .596 .541

자기 효능감3[친구관계]

효능감 22 .762 .710

1.796 57.199 .664효능감 18 .711 .664

효능감 20 .555 .559

자기 효능감4[새로운사귐]

효능감 23 .856 .7481.441 62.962 .555

효능감 19 .726 .627

직업적 요인(8)　

일자리 전반적 만족도 .975 .951

6.955 86.941 0.965 0.976

취업의 안정성 .950 .902

하고 있는 일의 내용 .969 .938

근로환경 .955 .911

근로시간 .947 .896

개인의 발전가능성 .959 .919

의사소통 및 인간관계 .956 .913

근로소득 분류 .724 .524

삶의 만족도(7)

가족의 수입 .658 .433

3.866 55.228 .866 .858

여가 생활 .625 .391

주거 환경 .741 .550

가족 관계 .781 .610

친인척 관계 .792 .628

사회적 친분 관계 .765 .585

일상생활 전반적 만족도 .819 .670

3.� 연구모형�분석

1)� 연구모형의�적합도�검증

(1)� 확인적�요인분석

연구모형 관측변수의 유의성 및 신뢰도를 파악하기 위하여 확인적 요인분석을 실시한 결과 모든

관측변수는 잠재변수와 유의한 관계로 나타났으며(p<0.05), 각 잠재변수를 구성하는 관측변수의 합성신

뢰도(CR)는 0.7이상, 평균분산추출(AVE)은 0.5이상으로 높은 수준으로 나타났다. 따라서 각 잠재변수를

구성하는 관측변수로서 적합한 것으로 파악되었다.

또한 모형 적합도 지수는 GFI=.891, RMR=.055, RMSEA=.070, NFI=0.939, RFI= .931, IFI=

.945, CFI= .945, TLI=0.938, AGFI= .866으로 양호한 모형으로 나타났다.



표준화계수

비표준화계수

S.E. C.R. P SMC CR AVE

신체적요인

신체상태 0.654 1.000 - - - 0.4280.727 0.572일상생활

수행의 어려움0.764 1.062 0.054 19.545 *** 0.584

심리적요인

자기효능감 2 0.803 1.000 - - - 0.645

0.914 0.653

자기효능감 1 0.718 0.926 0.031 29.484 *** 0.516자아존중감 1 0.745 0.876 0.029 30.688 *** 0.555자아존중감 2 0.572 0.681 0.030 22.942 *** 0.327자기효능감 3 0.589 0.742 0.031 23.701 *** 0.347자기효능감 4 0.310 0.398 0.033 12.010 *** 0.096

직업적요인

취업의 안전성 0.944 1.000 - - - 0.891

0.950 0.706

일자리 전반적 만족도

0.976 1.002 0.010 98.558 *** 0.953

하고 있는 일의 내용

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

개인의 발전가능성 0.952 0.949 0.011 86.110 *** 0.906의사소통 및

인간관계0.951 1.025 0.012 85.704 *** 0.904

근로소득 0.676 0.818 0.023 35.839 *** 0.457

삶의만족도

여가 생활 0.535 1.000 - - - 0.286

0.931 0.663

가족의 수입 0.583 1.257 0.069 18.300 *** 0.340

주거 환경 0.665 1.213 0.061 19.860 *** 0.442

가족 관계 0.753 1.348 0.063 21.273 *** 0.567

친인척 관계 0.760 1.286 0.060 21.370 *** 0.578

사회적 친분 관계 0.732 1.176 0.056 20.959 *** 0.536

전반적 만족도 0.790 1.322 0.061 21.791 *** 0.624

[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

<표� 5> 확인적�요인분석(단위: %)

(2)� 상관관계와�판별타당성

상관관계분석 결과, 모든 변인은 유의한 정(+)의 상관관계를 보이고 있어 본 가설의 방향과 일치하

는 것으로 나타났다. 또한 변인간의 영향관계가 가까운 변수 간에 상관계수가 더 높고 영향관계가 멀수

록 상관관계가 낮아지는 경향을 보이고 있어 모형적 진단도 적합할 것으로 보여, 다중공선성 문제는 심

각하지 않을 것으로 판단된다.

판별타당성 결과, AVE는 0.5이상으로 높으며, 상관관계의 제곱값보다 낮은 경향을 보이고 있으며,

(상관계수 ± 2 × 표준오차)≠1로 다른 변인 간에 판별타당성이 확보되고 있다.


130

구분　 AVE상관관계

1 2 3

1. 신체적 요인(φ2) .572 1 　　

2. 심리적 요인(φ2) .653 .635(.403)** 1 　

3. 직업적 요인(φ2) .706 .562(.316)** .464(.215)** 1

4. 삶의 만족도(φ2) .663 .427(.182)** .554(.307)** .461(.213)**

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

<표� 6> 상관관계�및� 판별타당도�평가(단위: %)

2)� 연구모형�검증

(1)� 모형의�적합도�검증

외생변인인 신체적 요인과 내생변인인 심리적 요인, 직업적 요인, 삶의 만족 세 개의 내생변인을

토대로 산재근로자의 삶의 만족도 모형을 제시하고, 각 요인들이 삶의 만족도에 직·간접적 영향을 미치

는지 검증하였다.

초기 모형 적합도를 검증한 결과 χ2=2100.334, df=224, p<.001로 나타났으나 그 외 적합도 지수

인 GFI=0.891, AGFI=0.866, NFI=0.939, TLI=0.938, RMR=0.057, RMSEA=0.070로 나타나 초기모형

의 적합도가 양호한 수준임을 알 수 있다.

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

<표� 7> 초기모형의�적합도�지수(단위: %)

3)� 변인들�간� 인과관계�분석

(1)� 직접효과�검증

연구모형에서 설정한 잠재변인들 간의 인과관계는 <표 8>에 나타난 바와 같다. ‘신제적 요인→삶의

만족도’ 경로를 제외하고 모형에서 설정한 경로가 모두 유의미한 것으로 나타났다.

먼저 신체적 요인과 심리적 요인의 관계에서 신체적 요인은 심리적 요인에 유의미한 영향을 미치

는 것으로 나타났다(γ=0.529, p<.001). 즉, 신체적 요인이 높을수록 심리적 요인이 높아짐을 알 수 있

다(가설 1-1). 신체적 요인이 산재근로자의 직업적 요인을 설명하는 정도는 46.1%이다.

신체적 요인과 직업적 요인의 관계를 살펴보면, 신체적 요인은 직업적 요인에 유의미한 영향을 미

치는 것으로 나타났다(γ=1.368, p<.001). 즉, 신체적 요인이 높을수록 직업적 요인이 높아짐을 알 수

있다(가설 1-2). 신체적 요인이 산재근로자의 직업적 요인을 설명하는 정도는 36.8%이다.



다음으로 내생변인인 심리적 요인, 직업적 요인과 삶의 만족도와의 관계를 살펴보면, 심리적 요인

은 삶의 만족에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(γ=0.440, p<.001). 직업적 요인 역시 삶의

만족에 유의미한 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다(γ=0.094, p<.001). 즉 심리적 요인이 높을수록

삶의 만족도가 높아지며, 직업적 요인이 높을수록 삶의 만족이 높은 것으로 나타났다(가설 2-1, 가설

3-1). 한편 신체적 요인은 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다(가설 1-5). 신

체적 요인, 심리적 요인, 직업적 요인이 산재근로자의 삶의 만족도를 설명하는 정도는 35.4%이다.

경 로경로계수

SMC비표준화 표준오차 C.R. 표준화

신체적 요인 → 심리적 요인 0.529*** 0.030 17.361 0.679 0.461

신체적 요인 → 직업적 요인 1.368*** 0.074 18.463 0.606 0.368

신체적 요인 → 삶의 만족도 0.006*** 0.043 0.148 0.008

0.354심리적 요인 → 삶의 만족도 0.440*** 0.046 9.667 0.429

직업적 요인 → 삶의 만족도 0.094*** 0.012 7.992 0.265

<표� 8> 직접효과�분석(단위: %)

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

(2)� 간접효과�검증

본 연구에서는 각 요인들이 삶의 만족도에 미치는 직접효과뿐 아니라 외생변인인 신체적 요인이

심리적, 직업적 요인을 통해 산재근로자의 삶의 만족도에 미치는 간접효과를 Sobel 공식에 따라 분석하

였다.

분석결과 <표 9>에서 나타난 바와 같이 신체적 요인이 심리적 요인을 통해 삶의 만족에 미치는 간

접효과는 유의미한 것으로 나타났다(p<.001). 즉 신체 상태가 좋을수록 심리적 상태가 좋아지며 이를

통해 결과적으로 삶의 만족도가 높아지는 것을 알 수 있다(가설 1-3).

또한 신체적 요인은 직업적 요인을 통해 삶의 만족에 미치는 간접효과도 유의미한 것으로 나타났

다(p<.001). 즉 신체 상태가 좋을수록 직업적 수준이 좋아지며 이를 통해 결과적으로 삶의 만족도가 높

아지는 것으로 나타났다(가설 1-4).

따라서 신체적 요인은 심리적 요인과 직업적 요인을 통해 삶의 만족에 간접적인 영향을 미치는 것


경 로 간접효과 C.R.

신체적 요인 → 심리적 요인 → 삶의 만족도 8.408*** 8.408

신체적 요인 → 직업적 요인 → 삶의 만족도 7.213*** 7.213

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

<표� 9> 간접효과�분석(단위: %)


132

(3)� 가설검증

이상의 분석결과를 토대로 연구모형의 가설을 검증한 결과, 연구에서 수립한 7개의 가설 중 신체적

요인이 삶의 만족에 미치는 직접효과에 관한 가설을 제외한 6개의 가설이 채택되었다.

가 설 검증결과

연구가설 1: 신체적 요인(외생변인)과 관련된 가설 연구가설 1-1 : 신체적 요인이 높을수록 심리적 요인이 높아질 것이다. 채택 연구가설 1-2 : 신체적 요인이 높을수록 직업적 요인이 높아질 것이다. 채택 연구가설 1-3 : 신체적 요인이 높을수록 심리적 요인이 높아지고 이를 통해 삶의 만족도가

높아질 것이다.채택

연구가설 1-4 : 신체적 요인이 높을수록 직업적 요인이 높아지고 이를 통해 삶의 만족도가 높아질 것이다.

채택

연구가설 1-5 : 신체적 요인이 높을수록 삶의 만족도가 높아질 것이다. 기각연구가설 2: 심리적 요인(내생변인)과 관련된 가설 연구가설 2-1 : 심리적 요인이 높을수록 삶의 만족도가 높아질 것이다. 채택연구가설 3: 직업적 요인(내생변인)과 관련된 가설 연구가설 3-1 : 직업적 요인이 높을수록 삶의 만족도가 높아질 것이다. 채택

<표� 10> 가설�검증�결과

3)� 효과의�분해�및�상대적�효과�분석

(1)� 효과의�분해

외생변인이나 내생변인이 또 다른 내생변인에 미치는 영향을 직접효과, 간접효과, 총효과로 나누어

<표 11>에 제시하였다. 직접효과는 한 변인이 매개변인을 거치지 않고 다른 변인에 미치는 직접적인 영

향이며, 간접효과는 한 변인이 매개변인을 거쳐 또 다른 변인에 미치는 영향이다. 총효과는 직접효과와

간접효과의 합이다(박자경, 2009). 본 연구에서는 신체적 요인과 삶의 만족 경로에만 간접효과가 가정되

었기 때문에 그 외 경로에서의 총효과는 직접효과를 의미한다.

구체적으로 살펴보면 신체적 요인이 심리적 요인과 직업적 요인, 삶의 만족에 미치는 요인을 각각

살펴보면, 신체적 요인이 심리적 요인과 직업적 요인에 미치는 총효과는 유의미한 것으로 나타났다

(p<.01). 반면 신체적 요인이 삶의 만족에 미치는 간접효과는 유의미하였으나(p<.01), 직접효과는 유의

미하지 않았다.

또한 심리적 요인과 직업적 요인이 생활만족에 미치는 총효과 모두 유의미한 것으로 나타났다

(p<.01).

　경 로비표준화(표준화)

직접효과 간접효과 총효과신체적 요인

　

　

→ 심리적 요인 0.529(0.679)** 0.529(0.679)**→ 직업적 요인 1.368(0.606)** 1.368(0.606)**

→ 삶의 만족도 0.006(0.008)** .361(452)** 0.368(0.459)**

심리적 요인 → 삶의 만족도 0.440(0.429)** 0.440(0.429)**직업적 요인　 → 삶의 만족도 0.094(0.265)** 0.094(0.265)**

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

<표� 11> 효과의�분해(단위: %)



<그림� 2> 연구모형의�경로도해

(2)� 상대적�효과�분석

각 변인들이 삶의 만족도에 미치는 상대적 효과, 즉 신체적, 심리적, 직업적 요인이 삶의 만족도에

미치는 효과를 비교하였다. 상대적 효과는 AMOS 프로그램에서 제공하는 대응별 모수비교(pairwise

parameter comparison)을 통해 검증하였다. 대응별 모수비교는 각각 모수에 대한 차이가 유의미한지를

보여주는 값으로, 그 값이 1.96보다 크면 유의미한 차이가 있는 것으로 해석한다(배병렬, 2007; 박자경,

2009 재인용).

분석결과 <표 12>에서 나타난 바와 같이 ‘심리적 요인→삶의 만족도’, ‘직업적 요인→삶의 만족도’

의 모수 차이는 –7.976으로 유의미한 차이를 보였으며, 심리적 요인이 직업적 요인보다 삶의 만족에

더 영향을 미치는 것으로 나타났다. ‘직업적 요인→삶의 만족도’, ‘신체적 요인→삶의 만족도’의 모수 차

이는 1.729로 유의미한 차이를 보였으며, 직업적 요인이 신체적 요인보다 삶의 만족에 더 영향을 미치

는 것으로 나타났다. ‘심리적 요인→삶의 만족도’, ‘신체적 요인→삶의 만족도’의 모수 차이는 5.361로

유의미한 차이를 보였으며, 심리적 요인이 신체적 요인보다 삶의 만족에 더 영향을 미치는 것으로 나타

났다.

상대적 영향력에 대한 분석 결과를 요약하면, 심리적 요인은 직업적 요인, 신체적 요인에 비해 삶

의 만족에 더 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 직업적 요인은 신체적 요인에 비해 삶의 만족에 더 영

향을 미치는 것으로 나타났다.


134

　경 로비표준화경로계수

Label par_24 par_23

신체적 요인 → 삶의 만족도 0.006 par_20 1.729 5.361

심리적 요인 → 삶의 만족도 0.440 par_23 -7.976 -

직업적 요인 → 삶의 만족도 0.094 par_24 - -7.976

<표� 12> 대응별�모수비교에�의한�상대적�영향력�분석

V. 논의�및�제언

산재재활의 궁극적인 목표는 최적의 의료, 심리·사회, 직업재활 서비스 제공을 통해 산재근로자가

사회로 복귀하는 것을 지원하는 것이다(조성재 외, 2015a). 이 같은 목표에 맞춰 재해 이후 요양 종결

한 산재근로자의 삶의 만족도를 의료재활이 필요한 신체적 요인과 심리재활이 필요한 심리적 요인, 직

업재활이 필요한 직업적 요인으로 각 요인이 산재근로자의 삶의 만족도에 직·간접적으로 미치는 영향을

구조방정식 모형을 통해 다차원적으로 분석하고자 하였다.

먼저 직접효과에서 신체적 요인은 심리적, 직업적 요인에 정적인 영향을 미치며, 심리적 요인과 직

업적 요인 역시 삶의 만족도에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 간접효과에서 신체적 요인은 심

리적 요인과 직업적 요인을 통해 삶의 만족에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타나, 연구가설로 설정

한 가설 중 ‘신제적 요인→삶의 만족도’ 경로를 제외하고 모형에서 설정한 경로가 모두 유의미한 것으로

나타났다. 가설 검증에서 더 나아가 산재근로자의 삶의 만족도에 신체적, 심리적, 직업적 요인이 미치는

상대적 효과를 검증한 결과, 심리적 요인, 직업적 요인, 신체적 요인 순으로 삶의 만족에 더 큰 영향을

미치는 것으로 나타났다.

이러한 결과는 선행연구 결과에서도 뒷받침되고 있다. 노승현(2007)의 연구에서는 신체적 요인 자

체가 직접적으로 삶의 만족도에 영향을 미치기보다는 장애수용과 사회통합과 같은 사회심리적 요인을

통해 삶의 만족도에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 윤조덕·박수경(1998)의 연구에서는 특히

신체적인 요인은 사회·인구학적 요인과 사회심리적 요인을 통제한 상태에서는 삶의 만족도 변화에 유의

한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타나 신체적인 요인보다는 장애에 대한 수용 시기나 장애에 대한 인

식정도, 장애인에 대한 사회의 태도 등 심리사회적 요인이 삶의 만족도에 상대적으로 더 중요한 영향을

미침을 알 수 있었다.

산재장해인은 선천성 장애인과 달리 과거 비장애인으로서 직장생활을 한 경험이 있으므로 산재로

인해 장애를 이게 된 후에도 자신이 장애인이라는 사실을 수용하기 어려우며, 갑작스러운 신체기능의

상실로 인해 생활적응에 더 많은 곤란을 경험하게 된다(이승욱, 2016). 질병으로 치료기간 중 또는 이후

에도 불안, 스트레스, 낮은 자아존중감 등 심리사회적 문제를 경험하며, 이로 인해 산재근로자들의 직업

복귀나 직장과 생활 유지에 부정적인 영향을 미치기 때문에 이에 대한 관심이 필요하다(박수경, 2014).

산재보험은 산재로 인한 보험사고에 대해 근로자와 그 가족의 생활보장을 위해 보험급여를 행한다

는 점에서 건강보험이나 국민연금 등의 사회보험과 공통점을 가지고 있지만, 보험급여를 통한 소득보장



참고문헌

강선경·노지현, 2013, “산업재해 이후 산재장해인의 삶의 적응에 관한 현상학적 연구: 삶의 재구축”, 『직업재활연구』, 23(1), 107-129.

김선미·김은하, 2015, “산재근로자의 삶의 질에 영향을 미치는 요인”, 『사회과학연구』, 26(4), 389-411.

김수인, 2001, “산업재해 환자의 삶의 질, 자살사고 및 우울증상에 관한 연구”, 석사학위논문, 이화여자대학교.

김정연·이은주·하은희, 2001, “산업재해 환자들의 건강관련 삶의 질에 관한 연구”, 『대한산업의학회지, 13(2), 141-151.

노승현, 2007, “노령 지체장애인의 장애수용에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”, 『재활복지』, 11, 30-60.

류만희·김송이, 2009, “산재근로자의 직업복귀 결정요인에 관한 연구”, 『한국사회복지행정학』, 11(2), 161-184.

문필동·이정화, 2015, “여성장애인의 임금수준과 삶의 만족도의 관계에서 직무만족도의 매개효과와 직무적합성의 조절효과”, 『직업재활연구』, 25(1), 59-83

박성희·김진영, 2015, “아동의 성격 강점에 대한 부모-아동 평정 일치도에 관한 연구 : 삶의 만족도, 학교적응, 자기효능감, 자아존중감을 중심으로”, 『한국심리치료학회지』, 7(2), 69-87.

박수경, 2014, “산업재해 환자의 개인적 특성과 우울간의 관계”, 『한국위기관리논집』, 10(2),

과 요양을 제공하는 의료보장, 재활 등을 촉진하는 복지서비스의 기능적 요소를 포함하여 사회보험과

손해배상의 중간 영역의 차별적인 성격을 가지고 있다. 이러한 특징과 함께 산재보험법 제1조(목적)에서

규정된 재활 및 사회복귀에 대한 필요성의 원칙을 준수하며, 산재근로자의 궁극적인 삶의 만족을 위해

의료재활을 중시하는 것에서 더 나아가 심리, 직업재활의 영역에 더 관심을 가지며 영역을 확대해 나가

야할 것이다.

“재활”은 장애인들이 자신에게 주어진 사회적 역할을 수행하고 잔존 기능을 효과적으로 이용하며

자신이 추구하는 목표를 달성하기 위해 필요한 심리적, 직업적, 의료적, 신체적 중재를 제공하는 통합적

이고 전체적인 과정으로 규정할 수 있어(Maki & Tarvydas, 2012), 산재로 인해 발생한 질병과 상해의

결과 손상된 기능회복에 필요한 재활치료, 장애에 대한 심리 사회적 적응과 장애 수용 촉진, 직업훈련과

취업 알선을 통합 직업복귀 활성화, 한 사람의 시민으로서 다양한 역할을 수행하기 위해 필요로 하는

사회복귀 지원 서비스 등과 같이 산재 재활서비스는 의료적, 사회적·심리적, 직업적 측면을 아우르는 포

괄적이고 통합적인 접근을 필요로 한다고 할 수 있다(조성재 외, 2015b).

따라서 신체적 요인 그 자체가 산재근로자의 삶의 만족에 영향을 미치는 것이 아닌, 신체적 요인이

심리, 직업적 요인에 영향을 미치는 것으로 나타나 산재근로자의 삶에 만족을 위해 의료, 심리, 직업재

활이 통합적으로 제공되어야 함을 보여준다는 점에서 산재근로자의 재활정책의 방향과 프로그램 개발에

시사하는 바가 크다고 할 수 있다.


136

85-103.

박수경, 2012, “산재장애인의 성공적인 직업복귀 과정과 관련 요인”, 『재활복지』, 16, 293-318.

박자경, 2009, “장애인의 삶의 만족도 모형 구축 및 검증에 관한 연구”, 박사학위논문, 성균관대학교 대학원.

박자경·김종진, 2009, “장애인의 주관적 삶의 질 모형 분석”, 『재활복지』, 13, 163-186.

배병렬, 2007, AMOS 17.0 구조방정식모델링, 서울: 도서출판청람.

백은령, 2003, “지체 장애인의 삶의 질에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”, 박사학위논문, 가톨릭대학교 대학원.

송진영, 2012, “장애인의 취업 상태가 생활만족도에 미치는 영향에 관한 종단연구”, 『직업재활연구』, 22(3), 23-47.

신혜리·김명일, 2015, “산재근로자들의 재활서비스 경험이 직장복귀 및원직장복귀에 미치는 효과: 성향점수매칭 (PSM) 을 중심으로”, 『Journal of Vocational Rehabilitation』, 25(1), 105-129.

양재성·오순복·임성수, 2012, “산재근로자 직업복귀 형태에 영향을 미치는 결정요인 분석-요양종결 후 장해판정자를 중심으로”, 『사회보장연구』, 28(3), 153-177.

윤조덕·박수경, 1998, “산재장애인 삶의 질과 재활정책의 과제”, 『한국사회정책』, 5(2), 103-123.

이승렬, 2003, 산재장애인의 직업복귀실태와 결정요인 분석』, 서울: 한국노동연구원.

이승욱, 2016, “산재근로자 재활과 원직복귀의 중요성”, 『2016년 직업재활 국제학술대회』, 71-72.

이현주, 2006, “산재보험 급여수급자의 삶의 질에 관한 연구”, 『사회보장연구』, 22(1), 153-177.

유완식·임수정, 2011, “장애인의 빈곤결정요인”, 제3회 장애인고용패널 학술대회 자료집, 45-71.

이준석, 2016, “근로복지공단 산재보험 재활사업 성과지표 개선방향”, 근로복지연구회 재활분과 제3차 워크숍 자료집, 41.

전명수, 2014, “농촌노인의 사회활동 및 여가활동이 삶의 만족도에 미치는 영향”, 『한국콘텐츠학회논문지』, 14(9), 298-310.

정득·이종석, 2015, “청소년 자아존중감과 환경특성이 삶의 만족도에 미치는 영향”, 『한국콘텐츠학회논문지』, 15(9), 273-284.

정명희, 2013, “노인의 자아존중감이 사회활동 참여 및 삶의 만족도에 미치는 영향-서울ㆍ경기지역을 중심으로”,『한국케어매니지먼트연구』, 9, 15-41.

조규범, 2005, “노인의 생활만족도 결정요인에 관한 연구”, 박사학위논문, 목포대학교.

조성재, 강동욱, 김민, 김욱, 이준석, 이승욱, 박유진, 손성원, 최은철, 2015a, “산재근로자 원직장복귀 지원 발전방안 연구,” 『고용노동부』, 7.

조성재, 이승욱, 송창근, 박유진, 2015b. “산재근로자와 사업주의 산재보험 재활서비스 욕구조사: 근로복지공단 재활서비스를 중심으로”, 『직업재활연구』, 25(1), 85-86.

현정환, 1996, “자기효능감의 인지에 영향을 미치는 과제수행 경험양의 효과”, 『수산해양교육연구』, 8(1), 66-75.

현혜진·오진주·최정명·이현주·윤순녕, 2003, “산업재해 장애인의 일상생활 수행능력, 우울 및 삶의 질”, 『한국직업건강간호학회지』, 12(2), 164-170.



Bishop, M., Feist-Price, S, 2002, “Quality of life assessment in the rehabilitation counseling relationship: Strategies and measures.”, Journal of applied rehabilitation counseling, 33(1), 35.

Campbell. A, 1976, “Subjective measures of well-being”, American psychologist, 31(2), 117.

Dijkers. M, 1997, “Quality of life after spinal cord injury: a meta analysis of the effects of disablement components. Spinal cord”, 35(12), 829-840.

Dubos. R. E. N. E, 1976, “The state of health and the quality of life”. Western Journal of Medicine, 125(1), 8.

Kirsh. B., Slack, T., King, C. A, 2012, “The nature and impact of stigma towards injured workers”. Journal of occupational rehabilitation, 22(2), 143-154.

Kling. C., Persson, A., Gardulf, A, 2000, “The health-related quality of life of patients suffering from the late effects of polio.”, Journal of advanced nursing, 32(1), 164-173.

Lehman. A. F., Possidente, S., Hawker, F, 1986, “The quality of life of chronic patients in a state hospital and in community residences”, Psychiatric Services, 37(9), 901-907.

Lippel. K, 2007, “Workers describe the effect of the workers' compensation process on their health: a Quebec study”, International journal of law and psychiatry, 30(4), 427-443.

Livneh. H, 1988, “A dimensional perspective on the origin of negative attitudes toward persons with disabilities”, Springer Publishing Co.

Mallard. A. G., Lance, C. E., Michalos, A. C, 1997, “Culture as a moderator of overall life satisfaction–life facet satisfaction relationships”, Social Indicators Research, 40(3), 259-284.

Maki, D., & Tarvydas. V.(2012). “Professional practice of rehabilitation counseling”, Springer. New York.

Neugarten. B. L., Havighurst, R. J., Tobin, S. S, 1961, “The measurement of life satisfaction”, Journal of gerontology.

Oliver. M, 1996, “Understanding disability: From theory to practice”, St Martin's Press.

Putzke. J. D., Richards, J. S., Hicken, B. L., DeVivo, M. J, 2002, “Predictors of life satisfaction: a spinal cord injury cohort study”, Archives of physical medicine and rehabilitation, 83(4), 555-561.

Roessler. P. G, 1990, “Environmental control of glycerolipid metabolism in microalgae: commercial implications and future research directions”, Journal of Phycology, 26(3), 393-399.

Rosenberg. M, 1986, “Self-concept from middle childhood through adolescence”, Psychological perspectives on the self, 3(1), 107-136.

Verrill. D., Barton, C., Beasley, W., Lippard, W. M, 2005, “The effects of short-term and long-term pulmonary rehabilitation on functional capacity, perceived dyspnea, and quality of life”, CHEST Journal, 128(2), 673-683.


3-3.�제조업�남성근로자의�작업환경이�만성질환�및�경제활동에�영향을�미치는�요인� 139

3-3

제조업 남성 근로자의 작업환경이 만성질환 및 경제활동에

영향을 미치는 요인

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.

* 서울의료원 환경건강연구실 연구원** 서울의료원 의학연구소 행정총괄


140

I. 서론

1.� 연구의�배경�및� 필요성

2000년대에 본격적으로 우리나라의 정부주도의 산업안전보건이 시행이 되었으며, 불안전한 요소가

많이 작용을 하면서 규제정책과 시행에 따른 효과적이고 효율적인 정부의 정책전개의 결과가 산업재해

를 영향을 줌으로서 산업장의 다양한 근무 형태가 건강에 미치는 것으로 나타났다.1) 산업재해의 업종

별로 매우 높은 비중을 차지하고 있는 것으로는 제조업이며, 그 업종에 종사하는 근로자들이 느끼는 작

업환경안전에 대한 연구가 필요하지만 아직까지 다양하게 이루어 지지 않았다. 이에 선행연구들을 바탕

으로 작업환경안전에 관한 간접적이면서 간접적인 요인을 다양하게 확보하여, 다양한 자료를 근거로 인

과 관계를 확인할 수 있는 객관적인 자료를 만들어 보고자 한다. 무엇보다 안전에 관한 국내외 연구들

은 현장에서 발생되는 산업재해를 산업발전에 부가하여 인식을 해왔다.2, 3) 그러나 이제는 근로자 개인

의 부주의에 기인하는 다양한 관점에서 발생하는 요인을 통해서 문재해결을 접근할 필요가 있다.4)

일부 자료에 의하면 제조업의 근무환경에 미치는 것으로 안전성과요인(안전지식, 안전동기, 안전순

응, 안전참여)이 근로자가 직접적인 영향을 느끼는 것으로 작업환경안전에 미치는 주요한 것을 볼 수가

있으며, 이에 영향을 인지하고 탐색하는 요인으로 관계의 근원적인 산업재해방지를 위한 요인으로 보고

있다. 그리고 다른 한편으로는 제조업이 근무외적인 요인으로 미치는 것으로는 교대근무나 야간근무에

따른 수면장애로 볼 수가 있다.5) 불안한 근로환경과 기업의 특성에 따라 가는 근무 환경에 따른 현대

사회의 직장환경은 2교대 및 3교대근무 종사자들이 증가하고 있다. 옛날 의료 및 서비스에서 매우 많이

이루어 졌던 근로 환경에서 이제는 수출입을 위한 교대근무를 시행함으로써 기업의 경제적 이익을 얻는

수단으로 근로자의 환경이 악화되고 있으며, 무엇보다 근무자들은 자신의 신체 및 일상생활의 리듬과

맞지 않는 근로환경의 시간대에 근무를 함으로 건강상의 문제가 야기되고 한편으로 이런 근로조건이 변

화가 되지 않는 것은 건강보단 회사의 이윤을 먼저 고려하고 있다는 것이 현실이다. 그리고 또 다른 요

인으로 오늘날 근로자들은 복잡한 업무와, 과중한 업무에 연속으로 운동의 부족과 여가생활에 따른 개

인의 시간이 부족함으로 건강상의 영향을 줄 수가 있다. 이러한 근로환경이 지속적으로 발생하면서 개

인과 기업의 손실이 미칠 것이며, 더 나아가 사회경제에 부정적인 작용할 수가 있다. 짧은 시간 및 여가

시간을 활용하여 스트레스를 해소하는 것이 중요하겠지만 무엇보다 개인의 재충전 할 수 있는 역할이

필요로 할 것이며, 여가스포츠 활동을 통해 만성질환의 근로자가 없는 환경의 개선이 필요하다.6)

이에 본 연구에서 다루어지는 만성질환의 경제적 박탈감, 무력감, 소외감 등과 같은 직접적인 영향

이 외부의 다른 요인으로 저감할 수 있는 방안을 마련하고자 하며, 무엇보다 건강상태에 따라 만성질환

이 노인과 일반근로자의 경제활동 참여로 신체적, 심리적 스트레스 요인으로 작용할 수 있는 가능성도

배제할 수 없다.

일반적으로 만성질환과 제조업관의 주요한 작용인자는 직무만족도, 감독통제, 업무의 반복성과 단

조로움, 업무과중, 직장동료와의 관계로 크게 5가지로 보고 있다. 이러한 요소가 업무에 있어 중요한 작

용인자로 인종간의 사회계층간의 차이로 인한 스트레스요인이 작용 할 수 있다고 본다. 결과적으로 이

러한 근로자의 행위에 따른 장애요소를 저감하기 위한 예방적인 연구가 시행되고자 함이다.7, 8, 9)

본 연구의 목적은 다음과 같다.

첫째, 근로기간과 경제활동상태가 제조업 근로자의 상태를 파악해 보고, 둘째, 이러한 근무활동이

건강에 어떤 영향을 주며, 건강의 악화요인에 따르는 나쁜 습관(담배, 음주)을 파악하고, 셋째, 행동과

개인의 생활에 따른 영향이 근로환경의 위치에 따른 불안요소를 살펴보고자 한다.



II. 연구방법

1.� 대상자�및�그룹분류

1)� 대상자

본 연구는 2016년 제4회 산재보험패널(Panel Study of Worker's Compensation Insurance,

PSWCI) 조사 자료를 이용하여 인구학적 특성, 산재보상서비스, 건강 및 삶의 질, 가구 일반사항 및 개

인의 일반사항 등을 조사에 참여한 남성을 중심으로 20대 이하 (N=40, 3.6%), 30대 (N=150, 13.4%),

40대 (N=297, 26.4%), 50대 (N=377, 33.6%), 60대 이상 (N=259, 23.0%)으로 최종 분석 대상은 전체

2,000명(남자 1,422명, 여자 282명)에서 여성과 제조업의 종사자 및 그 외 건설 및 서비스 등과 같은

종사 직종의 응답자인 1,123명 이었다(Table 1).

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)

Table 1. General demographic characteristics

2)� 그룹� 분류

연구대상자 1,123명 중 지역을 보면, 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%)으로 서울 및 부산에 제조업, 건설 및 서비스응답자가 없으며, 그 외 분포는 경기를 제외한 나머

지는 비슷한 경향을 보이고 있다. 학업에 있어서는 초등학교 졸업 이하 (N=209, 18.6%), 중학교 졸업

(N=207, 18.4%), 고등학교 졸업 (N=522, 46.5%), 대학교 졸업 이상 (N=185, 16.5%)에서 고등학교 졸


142

업자의 제조업 종사자들이 높은 경향을 보이고 있다. 그리고 재해유형의 사고에는 (N=1027, 91.5%),

질병에는 (N=96, 8.5%)으로 분포하고 있으며, 장해유무가 있다는 응답자는 (N=938, 83.5%)로 높은 반

면에 없다는 (N=185, 16.5%)로 낮게 나왔다. 이는 개인의 특성 분포를 확인 하였다(Table 1). 다음은

개인의 특성을 고려한 제조업에 미치는 인자를 다음과 같이 보고자 한다.

근로기간에서는 1년 미만에서 80%로 매우 높은 경향을 보이고 있고, 직장의 이직이나 고용불안요

소가 높은 지금의 환경을 반영하여 보여 주고 있다. 이는 선행 연구의 결과와 다르지 않으며, 지금의 근

로 환경에서 나타나는 현상이다. 그중에서 1달 미만이 매우 높은 경향을 보이고 있다. 경제활동상태(2개

구분)에서는 취업자, 미취업자로 구분하고 각각 80%, 20%로 취업자의 제조업 근로자가 높은 경향을 보

이고 있다. 그 외에 경제활동상태(3개구분)에서 취업자, 실직자, 비경제활동인구에서 각각 80%, 3%,

17%와 경제활동상태(6개구분)에서 원직장 복귀, 재취업, 자영업주, 무급가족종사자, 실직자, 비경제활동

인구로 구분하고 끝으로 경제활동상태(10개구분)에서 원직장 복귀(지속), 원직장 복귀(신규), 재취업(지

속), 재취업(신규), 자영업주(지속), 자영업주(신규), 무급가족종사자(지속), 무급가족종사자(신규), 실직자,

비경제활동인구 등으로 변수를 정해서 분석하고자 한다(Table 2).

근로자의 건강 및 삶의 질을 보면, 현재 만성적인 질병 유무에서 제조업이면서 질병을 가진 대상자

는 36.8과 아닌 경우 63.2%로 분류하며, 일주일 평균 운동일수에서 제조업에 종사자들이 5일(50%) 6일

(70%)을 제외한 나머지가 30~40%로 나타나고 있다. 그리고 현재 흡연 여부에서는 제조업에서 질병이

있는 군에서 43.4%로 나타났으며, 하루 평균 흡연 개수는 9개피가 매우 높은 48%로 나타났고 그 외에

는 30%로 분포하고 있다. 현재 음주 여부에서 제조업이면서 질병을 가진 대상자는 43%며, 평소 음주

횟수에서 월2~3회 이상의 평균 40%대로 나타나고 있다(Table 3). 삶의 질과 가구의 일반적 특성을 고

려한 문항으로는 현재 자기 자신의 생활에 대해 느끼는 정도에서 대체로 그렇다와 항상 그렇다가 높은

48%, 41%로 나타났으며, 제조업의 나머지는 30%를 구성하고 있다. 그 외에 자신의 행동에 대한 생각,

자신의 행동에 대한 생각(2번째), 만남 횟수(이웃), 모임 횟수(종교모임), 최종학력(졸업여부), 혼인상태,

일상생활 수행의 어려움 (직업 활동), 여가시간 주로 하는 활동 등으로 구성하고 있다(Table 4).

마지막으로 일자리 특성을 고려한 문항에서는 크게 2가지로 보고 있으며, 먼저 일자리 종사상 지위

에 있어 세부적으로는 정규직 임금근로자, 비정규직 임금근로자, 종업원 있는 고용주, 종업원 없는 자영

업자, 무급가족종사자로 나누어 졌으며,

일자리 직업의 세부는 관리자, 전문가 및 관련종사자, 사무종사자, 서비스종사자, 판매종사자, 농림

어업 숙련종사자, 기능원 및 관련 기능종사자, 장치/기계 조작 및 조립종사자, 단순노무종사자, 군인 등

으로 구성하고 있다(Table 5).

2.� 자료분석

자료 분석은 SAS 버전 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC, USA)를 사용하여 분석하였다. 분석 대

상자의 특성을 파악하기 위해 기초분석과 표준화를 반영한 발생률을 분석하였다. 그리고 대상자의 근무

시간 및 산업재해 이전에 발생했던 만성 질병과의 관계를 평가하기위해 로지스틱 회귀 모델에 의해 분

석하였다. 또한 95% 신뢰구간 (confidence interval, CI)와 확률 비율 (odds ratios, ORs)의 결과로 유의

적인 차이를 보는 검정을 확인하였다. 모든 분석의 경우, p 값 <0.05는 통계적으로 유의 한 것으로 간

주하였고 종속변수에 영향을 미칠 수 있는 보정변수인 성별, 연령, 최종학력, 권역별 (대구/경북, 강원,

경남/울산, 경기, 인천, 전라, 충청)을 반영하여 확률 비율을 산출하였다.



n=1,123 (%) p-value

Working period

Inside a month 284(36.6)

<0.0001

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)

Type 1 of EAEmployed 618(79.5)

0.3859Unemployed 159(20.5)

Type 2 of EA

Employment 618(79.5)

0.5982Dismissal 26(3.3)

Economically active population 133(17.1)

Type 3 of EA

Back-to-work 174(22.4)

0.0004

Re-employment 381(49.1)

Self-employed 57(7.3)

Unpaid family workers 6(0.8)

Dismissal 26(3.3)


Type 4 of EA

Back-to-work(continue) 170(21.9)

0.0045

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)


Table 2. Association between individual characteristic and working conditions

with period and type.


144

III. 연구결과

1.� 전체�근로자의�특성�결과

1)� 근로기간�및�근로환경� (N=1,123)

제조업 남성의 근속기간을 1개월 미만 284명 (36.6%), 6-12개월 미만 289명 (25.7%), 1-3년 미

만 86명 (7.7%), 3-5년 미만 44명 (3.9%), 5년 이상 74명 (6.6%)으로 분포하였다. 제조업의 특성상 인

사이동 및 근로환경의 수명이 짧은 경향을 보이고 있으며, 무엇보다 1년 미만의 제조업자의 80%를 차

지하는 것을 보면 작업환경으로 재해가 많이 발생 할 수 있는 것으로 보이고 있다(p-value=0.0001). 그

리고 근로환경의 경제활동에 미치는 것으로 취업자(79.5%)와 미취업자간(3.3%)의 분류 및 비경제활동

인구(17.1%) 등으로 구분되어 졌을 때 통계적으로 영향을 주지 않았으나 구체적인 변수명의 형태에서,

원직장복귀(지속, 21.9%), 원직장복귀(신규, 0.5%), 재취업(지속, 33.3%), 재취업(신규, 15.8%), 자영업

주(지속, 5.7%), 자영업주(신규, 1.7), 무급가족종사자(지속, 0.6), 무급가족종사자(신규, 0.1), 실직자

(3.3%), 비경제활동인구(17.1) 등으로 3분류 및 4분류를 하면 각각 p-value=0.0004, 0.0045로 유의 한

값을 보이고 있다(Table 2).

NOn=518 (%)

YESn=388 (%)

p-value

Current chronic diseaseyes 165 (63.2) 96 (36.8)

0.0194no 353 (54.7) 292 (45.3)

Week average exercise

1 day 45 (57.7) 33 (42.3)

0.0024

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)

Current smokingyes 279 (56.6) 214 (43.4)

<.0001no 239 (57.9) 174 (42.1)

Number of daily smokers

more than 40 38 (62.3) 23 (37.7)

0.982920 ~ 39 3 (75) 1 (25)

10 ~ 19 88 (65.2) 47 (34.8)

less than 9 110 (51.6) 48 (48.4)

Current drinkingyes 377 (56.9) 286 (43.1)

0.0001no 141 (58.0) 102 (42.0)

Number of drinking

< Once a month 30 (75) 10 (25)

0.0006

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)

Table 3. Association between industrial workers and health problems.



2)� 건강� 및� 삶의� 질� (N=906)

제조업 남성의 건강 및 삶의 질의 평가 자료로서, 만성질환이 있는 대상자의 36.8%가 없는 집단에

비해 통계적으로 의미가 있으나(P=0.0194) 세부적인 관계에서는 나타나지 않았다. 이는 대상자의 수가

적어서 의미가 없는 것으로 나타났지만, 1) 디스크, 고혈압, 2) 관절염, 요통, 좌골통, 저혈압, 3) 당뇨병

순으로 각각 33%, 21%, 17%로 구성하고 있으나 통계적으로 유의하지 않았다. 그리고 일주일 평균 운

동일 수에서는 5~6일이 각각 51%, 70%로 높으며 나머지는 30~40으로 구성하여 통계적으로 유의하게

나왔다(P=0.0024). 이는 제조업의 특성상 과도한 운동과 지속적인 관리가 잘 이루어 지지 못했을 것으

로 생각되며, 여가의 활동에서 없는 경향을 보면 짧은 시간의 운동을 한 것으로 판단 할 수가 있었다.

그러나 본 연구의 결과에 미치는 것으로 보면 앞으로 전문가의 관리로 직업의 삶에 질을 높이는 것에

중점을 두는 것이 매우 중요하게 생각 할 것이다. 마지막으로 흡연 및 음주에서 각각 43.4%와 43.1%에

서 통계적으로 의미가 있었다(P=0.0001, 0.0001). 이중에서 흡연의 개수에 영향을 보이지는 못했으나,

음주에 있어 횟수가 주요한 작용으로 월별 및 주별 높은 횟수에 각각 43~45%로 영향을 주는 것으로

보이고 있다(P=0.0006).

3)� 삶의� 질과� 가구의�일반적�특성� (N=906)

제조업 남성의 삶의 질과 설문지의 개인의 특성을 고려한 결과로서, 현재 자기 자신의 생활에 대해

느끼는 정도에서 그렇다에서 72%로 높은 경향을 보이고 통계적으로 유의하게 나타났다(P=0.008). 그리

고 자신의 행동에 대한 생각에서는 반대로 그렇치 못한 행동에서 63%로 높으며, 이는 과거의 불안한

제조업의 환경에서 현재 좋아지는 과정으로 볼 수가 있으며 이는 통계적으로 유의 한 결과를 보여 주고

있다(P=0.0549). 과거 자신의 행동에 대한 생각을 다시 물어 보았을 때 역시 보통과 그렇다에 각각

45%로 나타났으며 부정적인 경향은 매우 낮게 나왔다. 이것으로 보아 다시 생각 했을 때 자신의 행동

에 대한 생각의 변화로 주관적으로 미치는 것이 거의 없을 것으로 생각된다. 결과적으로 유의한 결과를

나왔다(P=0.0511).

만남 횟수(이웃) 및 모임 횟수(종교모임)의 외부적인 활동에서 거의 그렇치 않다 응답에서 각각

46%, 85%로 높은 반면 1달 또는 1주에 20% 이하로서 낮은 경향을 보이는 것은 근무 이외 여가시간의

부족으로 잠의 보충과 다른 외적인 스트레스를 푸는 것으로 벼여 주고 있다(P=0.0143, 0.046).

그 외에 최종학력(졸업 여부), 혼인상태, 일상생활 수행의 어려움 (직업 활동), 여가시간 주로 하는

활동 등에서 각각 (P=0.0185, 0.0336, 0.0127, 0.0076).

4)� 일자리�특성� (N=777)

제조업 남성 일자리 환경의 특성을 고려한 결과로서, 정규직 임금근로자에 비해 비정규직 임금근로

자(13.1%), 종업원 있는 고용주(3.7%), 종업원 없는 자영업자


146

Table 4. Association between quality of life, and general characteristics of household.

NOn=518 (%)

YESn=388 (%)

p-value

현재 자기 자신의 생활에

대해 느끼는 정도

대체로 그렇지 않다 55(10.6) 25(6.4)

0.008보통이다 139(26.8) 85(21.9)대체로 그렇다 220(42.5) 205(52.9)항상 그렇다 104(20.1) 73(18.8)

자신의 행동에 대한 생각

전혀 그렇지 않다 83(16.0) 50(12.9)

0.0549그렇지 않다 209(40.3) 193(49.7)보통이다 174(33.6) 109(28.1)그런 편이다 46(8.9) 34(8.8)매우 그렇다 6(1.2) 2(0.5)

자신의 행동에 대한 생각(2번째)

전혀 그렇지 않다 5(1.0) 2(0.5)

0.0511그렇지 않다 58(11.2) 32(8.2)보통이다 194(37.4) 177(45.6)그런 편이다 218(42.1) 157(40.5)매우 그렇다 43(8.3) 20(5.2)

만남 횟수(이웃)

거의 만나지 않는다 216(41.7) 179(46.2)

0.01436개월에 1회 정도 37(7.1) 33(8.5)한 달에 1회 정도 77(14.9) 68(17.5)일주일에 1회 정도 124(23.9) 85(21.9)거의 매일 64(12.4) 23(5.9)

모임 횟수(종교모임)

전혀 참여하지 않는다 420(81.0) 330(85.1)

0.046

한 달에 1회 미만 19(3.7) 18(4.6)한 달에 1회 정도 7(1.4) 2(0.5)한 달에 2~3회 정도 7(1.4) 6(1.5)일주일에 1회 정도 45(8.6) 29(7.5)일주일에 2회 이상 20(3.9) 3(0.8)

최종학력 (졸업여부)

졸업 416(97.7) 308(97.7)

0.0185재학 3(0.7) 11(0.7)중퇴 7(1.6) 3(1.6)

혼인상태

미혼이다 20(4.5) 18(5.4)

0.0336기혼이며 배우자가 있다 403(91.4) 287(85.6)혼인하였으나 별거 1(0.2) 0(0.0)이혼 3(0.7) 3(0.9)배우자 사망 14(3.2) 27(8.1)

일상생활 수행의 어려움 (직업활동)

매우 그렇다 37(7.1) 17(4.4)

0.0127그렇다 90(17.4) 42(10.8)보통이다 61(11.8) 58(14.9)그렇지 않다 141(27.2) 109(28.1)전혀 그렇지 않다 189(36.5) 162(41.8)

여가시간 주로 하는 활동-1순위

감상, 관람(연극, 영화, 연주회 등) 9(1.7) 3(0.8)

0.0076

TV 시청(유선방송, 비디오 포함) 301(58.2) 228(58.9)컴퓨터 또는 인터넷 활용 20(3.9) 18(4.6)승부놀이(바둑, 당구, 경마 등) 1(0.2) 4(1)창작적 취미(미술, 서예, 글쓰기, 악기연주 등) 3(0.6) 2(0.5)독서, 신문이나 잡지 보기 9(1.7) 16(4.1)스포츠(축구, 테니스, 수영 등) 26(5.0) 10(2.6)사회(자원)봉사 활동 1(0.2) 2(0.5)여행(관광, 등산, 낚시, 하이킹 등) 18(3.5) 18(4.6)사교 일(친구, 친척 만남, 모임 등) 32(6.2) 25(6.4)가족관련 일(외식, 쇼핑, 주말농장 등) 9(1.7) 15(3.9)휴식(수면, 사우나 등) 73(14.2) 41(10.7)종교활동 15(2.9) 2(0.5)

(34.6%), 무급가족종사자(44.3%)로 매우 불안전한 요인으로 보여 주고 있으며, 각각 3배에서 많게

는 44배 위험이 작용을 하는 것으로 보여주고 있다.

이는 제조업의 특성상 앞서 논의 된 다양한 인자와 직접적인 영향으로 작용을 하며, 불안전한 남성

의 제조업이 노출 된 것으로 보여 주며 통계적으로 유의하다(p for trend=0.0001). 그리고 세부적인 영



향을 주는 남성근로자의 관리자의 1.4%에 비해 전문가 및 관련종사자의 14.9%, 사무종사자의 10%, 서

비스종사자의 23.4%, 판매종사자의 10.4%, 농림어업 숙련종사자의 13%, 기능원 및 관련 기능종사자,

장치/기계 조작 및 조립종사자 각각 6.9%, 단순노무종사자의 8%, 군인의 4.9%로 분포하고 있으며, 서

비스 및 판매에서 13, 5배 위험요인이 작용하고 반면 농림어업 숙련종사자에서 매우 높은 34배 증가하

는 것으로 보여주고 있다. 이는 통계적으로 유의하다(p for trend=0.0001). 결과적으로 농림어업의 일정

한 수입이 아닌 환경과 서비스와 판매에 의존하는 제조업의 환경이 매우 나쁘게 작용을 하는 것으로 보

여 주고 있다.

n=777 (%) *aOR (95% CL)

일자리 종사상

지위

Full-time 33(4.2) 1Temporary employees 102(13.1) 2.97 (2.25-3.93)Employer with employees 29(3.7) 2.51 (1.25-3.93)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

일자리 직업

Manager 11(1.4) 1Expert 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)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

Table 5. Association between industrial workers and occupation characteristics.

Individual characteristic; aOR, adjusted odds ratio; CI, confidence interval*Adjusted for age, school, area

IV. 고찰�및�결론

1.� 전체�근로자의�특성�결과

본 연구는 대한민국의 산업재해에 발생에 따르는 남성 제조업의 근로자 간의 연관성을 분석하였으

며, 사업장의 특성과 개인의 특성을 고려한 결과로서 산재보험 패널 조사 대상자 2000명에서 다양한 관

계를 기술통계분석을 활용하여 분석하였다. 그 결과 제조업의 종사자 중에서 산업재해에 해당하는 설문

지 중심으로 이루어 져 있으며, 본 연구의 특성은 여성에 비해 남성이 높은 분포를 가지고 있으며, 여성

의 특성을 고려하기엔 너무 작은 변수라서 제외를 하였다. 이러한 결과를 중심으로 근로자의 건강에 영

향을 주는 다양한 이자를 통해 만성질환에 영향을 주는 결과를 만들었으며, 일자리의 불안전한 요소와

근로환경에서 단기간 근무환경과 같은 인자를 본 선행 논문에서 다른 요인을 추가하여 분석을 하였

다.10, 11)


148

많은 근로환경의 조건이 만성질환과 건강에 나쁜 것으로 보는 논문은 거의 없으며, 본 연구의 특성

을 고려하는 변수가 적어서 다소 어려운 점은 있으나 이러한 지표로 국내외 동양을 파악하는데 주요한

결과로서 활용을 하고자 한다.

첫째. 근로기간 및 근로환경이 제조업의 남성에서 보면, 작용 요인 중 1년 미만의 제조업자에서

80%로 높은 경향을 보이고 있다. 이러한 근무기간으로부터 심리적인 작용과 고용불안요소는 2000년대

에 중요한 변수로 일부 논문에서 논의된 것이 있으며,12) 본 연구에서도 이러한 작용이 역시 발생되었

다. 본 연구가 전체를 대변 할 수는 없지만 청소년의 근로환경 조건과 중년층의 퇴직으로부터 노령의

저인금의 작용은 어제 오늘 일은 아니다. 이러한 문제가 삶의 질을 떨어뜨리는 요인으로 생각 할 수가

있으며, 또 다른 관점에서는 짧은 근무환경으로 적용될 수 있는 특성을 고려해 보면 비경제활동인구 및

재취업자의 신규 및 지속성에서 각각 17%, 16%, 33%로 높은 경향을 보이고 있다.

둘째, 건강 및 삶의 질이 제조업의 남성에게 나쁘게 작용하는 측면에서 보면, 심리적인 작용이 매

우 클 것으로 생각되며, 무엇보다 근무 환경과 근무 조건에 따른 요소가 작용을 일으키고 불규칙 한 운

동과 식단이 일부 선행 연구가 근로자에게 중요하게 작용하는 것으로 보고 있다. 그래서 본 연구의

5~6일 운동을 한 근로자가 건강에 나쁜 영향을 주는 것은 짧은 시간과 규칙적이지 못한 식단 등으로

오는 것이 아닐까 생각 했으며, 직접적인 근무의 스트레스를 술(43%)과 담배(43%)로 의존하는 것으로

보고 있다. 이는 통계적으로 유의하며 회식 등과 같은 음주에 영향은 횟수가 많을 때 43~45%로 높은

영향을 보여주고 통계적으로 유의 한 것으로 나타났다.13) 이는 불안전한 근무환경에 자기발전과 개인

의 여과가 보장이 되지 않는 상태에서 다양하게 작용되는 음주로 작용 할 것으로 생각 된다.14)

세 번째, 삶의 질과 개인의 일반적인 특성이 제조업의 남성에게 나쁘게 작용하는 측면에서 보면,

대상자 전체 중에 906명으로 분석 한 결과 “현재 자기 자신의 생활에 대해 느끼는 정도에서 그렇다”는

응답이 72%로 매우 높은 경향을 보이고 있으며, “자신의 행동에 대한 생각에서는 반대로 그렇게 하지

못한 행동”에서 63%로 높은 경향을 보이고 있다. 이 두 결과 통계적으로 각각 P=0.008, 0.0549 유의하

게 나타나고 있다. 이는 과거의 다른 근무환경과 다른 부서에서 현재 좋아 지고 있음을 보여 주는 것으

로 건강에 영향을 과거의 시점에 직접적인 요인을 볼 수가 있다. 그리고 과거 자신의 행동에 대한 생각

을 다시 물어 보았을 때 역시 낮아서 과거의 환경에서 서서히 개선이 되는 것으로 볼 수가 있다. 한편

으로 여가의 활동에서 보면 만남과 모임에서 직접적인 요인은 이웃과 종교의 모임으로 보여주고 있으

며, 모임의 횟수는 대체로 낮은 분포를 가지고 있다. 이는 적은 시간이라도 이런 모임을 통해서 스트레

스 및 질환의 나쁜 영향을 막을 수 있을 것으로 생각된다.

마지막으로, 전제 대상자 중에 777명의 일자리 특성과 제조업의 남성에게 건강의 악화요인으로는

정규직 임금근로자에 비해 비정규직 임금근로자(13.1%), 종업원 있는 고용주(3.7%), 종업원 없는 자영

업자(34.6%), 무급가족종사자(44.3%) 등으로 매우 높은 분포를 구성하고 있으며, 앞서 선행 논문 및 연

구의 결과에 따르는 불안한 요소가 여기에서도 작용을 하고 있다.15) 이는 위험도가 작게는 3배 많게는

44배 위험도가 증가하는 것으로 볼 수가 있다. 다른 여성과는 달리 남성은 가장으로서 중요한 위치에

있는 것인 만큼 불안 요소가 크면 더욱이 건강에 악화 요인으로 작용 할 수가 있다는 일부 논문에서 보

고된 것으로 알려 져 있다.16) 그리고 다른 불안전한 요소가 작용되는 것은 관리자는 1%로서 전문가

및 관련종사자의 14%에 비해 서비스 23%, 판매업 10%, 농림어업 13%로서 제조업의 비전문성의 비율

이 높은 것을 보여 주고 있다. 이 결과로 서비스 및 판매에서 13, 5배, 농림어업 숙련종사자에서 매우

높은 34배 등으로 위험도가 증가 하는 것으로 보여 준다(p for trend=0.0001). 이 결과 근로 환경의 다

양한 변화와 근로환경의 안정을 위한 제도적인 장치가 필요로 할 것으로 생각된다.



참고문헌

1. 한국산업안전보건공단 산업안전보건연구원, 2008년 4/4분기 산업재해발생보고,

한국산업안전보건공단 산업안전보건연구원, 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, “노인의 만성질환 경험”,《질적 연구》12: 11～24.

8. 한금선, 2003, “만성질환자의 스트레스 지각, 기분상태, 스트레스 증상에 관한

연구”,《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.

결과적으로 제조업의 남성 근로자가 다양한 근로환경의 불안요소로 인한 만성질환 및 건강의 악화

요인으로 작용 할 것으로 생각된다. 이는 앞선 선행연구와 같은 경향을 보여주고 있으며, 지속적으로 혹

은 장기적으로 이러한 노출의 변화가 개인뿐만 아니라 사회의 전반적인 영향을 주는 것으로 볼 수가 있

다. 그래서 다양한 환경의 변화가 요구되며, 작업장의 관리 방안이 모색되어야 하며, 여가의 여유를 통

한 삶의 질 향상이 제품의 생산에 도움을 가져 올 것으로 사려가 된다. 마지막으로, 산업장의 산업안전

보건법의 준수여부와 산업재해발상에 따른 산재패널의 다양한 고려를 통한 관계 규명을 하고자 하며,

예방을 위한 기본적인 규칙으로서 역할을 다하고자 한다. 다만 사업장의 개별특성이나 시간적 변화를

포함한 건강과 안전보건활동 수준의 특성의 한계를 느끼지만 다양한 인자로 건강의 관리가 이루어 졌으

면 한다.


150

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. 일부 제조업 근로자들의 요통 유병률과 요인에 관한 조사. 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.

대학원생 학술논문 경진대회 수상작

� 4-1. (우수상)산재근로자의�괜찮은�일자리,� 직무만족,�

생활만족도�간의�종단적�영향�관계�분석

-� 오소윤(대구대�직업재활학과)

-� 이수용(대구대�직업재활학과)

� 4-2.� (우수상)장해를�가진�산재근로자의�경제활동과�

사회경제적�지위의�상태변화가�생활만족도에�

미치는�종단적�영향연구

-� 김경희(성결대�사회복지학부)

� 4-3.� (우수상)종단연구를�통한�산재근로자의�직무만족,�

일상생활만족,� 자존감�영향�

:� 2�Part�Model을�이용한�산재보험의�종단적�영향�검정

-� 심현진(고려대�보건과학과)


4-1.�산재근로자의�괜찮은�일자리,�직무만족,�일상생활만족도�간의�종단적�영향�관계�분석 153

4-1

산재근로자의 괜찮은 일자리, 직무만족, 생활만족도 간의

종단적 영향 관계 분석

오소윤*, 이수용**

요� � 약

본� 연구는� 산재근로자의� 직장� 복귀형태에� 따른� 괜찮은� 일자리와�직무만족도, 생활만족도의�차이와� 이들� 변수� 간� 구조적� 영향� 관계를� 파악하는데�목적을� 둔다. 자료� 및� 표본은� 산재패널조사� 1∼3차년도의�자료를�이용, 총� 645명(원직장� 414명, 재취업� 231명)을�다변량�잠재성장�모형을� 활용하여� 분석하였다. 이러한� 절차를�토대로� 도출한� 결론은�다음과� 같다. 첫째, 모든�결과에서�원직장�복귀를�한�산재근로자가�재취업�산재근로자에�비해�괜찮은�일자리, 직무만족도, 생활만족도가�더� 높았다. 둘째, 괜찮은�일자리�초기치가�높을수록�직무만족도�초기치는�높았으며�괜찮은�일자리가�빠르게�증가할수록�직무만족도도�빠르게�증가�하였고, 직무만족도의�초기치가�높을수록� 생활만족도의� 초기치가� 높았으며, 직무만족도가� 빠르게� 증가할수록� 생활만족도� 역시� 빠르게�증가하였다. 통제변수의�영향에서는�연령이�많을수록�괜찮은�일자리�초기치가�낮았고, 학력이� 높을수록�괜찮은�일자리�초기치가�높았으며, 재취업을� 경우�괜찮은�일자리�초기치가�낮았다. 또한�연령이�많을수록�괜찮은�일자리�점수의�증가가�느렸고, 재취업의�경우�괜찮은�일자리�점수의�증가가�더했다. 직무만족도�초기치의�경우�여성이�남성에�비해� 높았으며, 직무만족도의�변화율에서는�연령이�많을수록�직무만족도의�감소가�덜했다. 또한�여성의�경우�생활만족도의�초기치가� 남성보다� 낮았다. 마지막으로� 직무만족도는� 괜찮은� 일자리와� 생활만족도를� 완전매개하는� 하는� 것으로� 나타났다. 본� 결과를� 바탕으로� 산재근로자의� 원직장� 복귀율과� 직무만족도를� 높이기�위한�다각적인�정책과�지원이�필요하다는�점을�제언하였다.

I. 서론

21세기 들어 서구 선진복지국가들은 장애를 더 이상 한 개인에게 내재된 특성으로만 보지 않았다.

장애라는 개념은 장애인과 환경의 상호작용이라는 개념으로 전환되어왔으며 장애는 사회적 책임의 문제

라는 인식이 자리 잡기 시작하였다.

경제개발이 본격적으로 시작되던 1964년, 우리나라 사회보험 중 최초로 산업재해보상보험이 도입

되었다. 1964년 시행 초기에는 근로자 500명 이상의 일부 업종만이 대상이었으나 현재는 근로자 1명

이상인 모든 사업장뿐 아니라 특수형태근로자종사자나 자영업자 등 사회안전망으로 산재보험의 보호가

* 대구대학교 ** 대구대학교

� 4주제�대학원생�학술논문�경진대회�수상작

154

필요한 계층까지 가입 범위가 확대되었다. 특히, 2000년 「산업재해보상보험법」 제1조 제1항에 재활이

라는 개념이 도입되어 많은 정책이 시행되었는데, 대표적으로 ‘산재장해인 재활사업 5개년 계획(2001～

2005)’의 수립되어 많은 산재장애인이 재활서비스를 받게 되었다. 이후 1∼3차 재활사업 중기발전계획

(2006～2014년)을 통해 재활사업을 체계적으로 추진할 수 있는 계기가 되었다. 이처럼 산재보험의 역할

과 규모는 크게 성장하였으나 우리나라의 산재보험제도는 그동안 산재근로자의 보상 및 치료 문제에만

초점을 맞추어 왔고 산재근로자의 복장복귀 문제에 관심을 갖기 시작한 것은 그리고 오래 되지 않았다

(안준기·오세미, 2015). 산재근로자의 직장복귀에 대한 사회적 관심이 생기면서 이에 대한 성과가 측정

되기 시작하였으나, 단순히 ‘직업복귀율’이라는 수치로만 평가되어왔다. 산재장해인 직업복귀율은 2002

년 25.6%에서 2014년 52.5%, 2015년에는 56.8%로(고용노동부, 2015) 지속적으로 향상되고 있다. 그러

나 직업복귀율은 직장복귀 이후의 성과에 대한 다방면적인 평가가 아니기 때문에 다양한 재활서비스의

효과를 평가하기에는 한계가 있다고 지적되고 있다. 특히 산재근로자의 직업복귀 형태에 있어 가장 바

람직하다고 간주되는 원직장복귀의 경우, 2005년 27.3%에서 2011년 38.7%로 상승률이 크지 않다(고용

노동부, 2012). 또한 2015년 기준 상시근로자 1,000인 이상 사업자의 산재근로자 원직복귀율은 60.7%

인데 반해, 20인 미만 사업장은 35.3%로 대기업과는 달리 소규모사업장의 경우 산재가 발생하면 기존

직원으로는 업무 수행이 어려워 대체근로자를 사용할 수밖에 없고, 그 결과 산재근로자가 치료 후 직장

에 복귀할 수 없는 경우가 발생한다. 실제 재취업의 경우 상용근로자의 비중이 감소하고 상대적으로 임

시직과 일용직이 증가하는 추세를 보이고 있으며, 근로형태는 전일제 근로에서 시간제 근로로, 사업장

규모는 대규모에서 소규모 사업장으로, 임금은 감소하는 양상을 보이고 있다. 따라서 산재근로자에 있어

이전의 근로형태를 유지할 수 있는 원직장복귀는 매우 중요하며(안준기·오세미, 2015) 임금보전율과 향

후 고용유지에 큰 영향을 미친다는 점에서 산재근로자의 원직장복귀를 매우 중요하게 다룰 필요가 있다

(박은주, 2014).

산재근로자의 직업복귀의 질적 측면에서, 직무만족은 일자리와 관련하여 개인이 느끼는 상태를 가

장 잘 보여주는 지표이며 조직관리와 조직구성원 모두에게 중요한 의미를 가진다(김복일, 2005). 또한

직무만족은 삶의 질과 관련되어 있고, 직무는 개인에게 경제적 물질적 성장을 위한 주요 도구로써만 아

니라 인간의 정서적 반응도 인간의 삶의 질을 높인다는 측면에서 그 중요성을 찾을 수 있다(이채식·이

성규, 2010).

최근 직업복귀 개념은 세계보건기구(WHO)에서 각국에 권장하고 있는 새로운 장애개념인

ICF(International Classification of Functioning, Disability and Health)2)를 바탕으로 보다 더 포괄적

으로 정의하려는 노력이 시도되고 있다(Young et al, 2005). 이러한 개념에 근거한 직업복귀의 성과는

단순한 고용지위만으로 판단할 수 없으며, 생산성, 직무만족도, 승진, 장애관리활동(Disability

management activities)에 대한 만족 등 보다 포괄적으로 측정되어야 한다는 것이다(Young et al,

2005). 또한 직장으로 복귀하는 것은 단순히 휴직을 끝내는 것 이상의 의미, 즉 직업을 유지하기 위한

지속적인 노력이 필요하다는 것을 의미하는 점과 (Young, 2010) 새로운 장애개념을 수용한 포괄적인

직업복귀 개념이라는 점에서 설득력이 있지만 평가의 용이성 때문에 많은 재활전문가들은 여전히 직업

복귀를 고용지위의 변화로 평가하려는 경향이 있다(Young et al, 2005; 이정한, 2015 재인용).

산재장해인의 원직장복귀는 산재근로자가 직업에 복귀하는 주요한 경로이며 직업 유지에도 중요한

역할을 하므로(이승렬, 2005) 재활사업의 가장 우선적인 목표이다. 이에 본 연구에서는 ‘괜찮은 일자리’

의 개념을 적용하여 직장복귀 유형별 산재근로자의 ‘괜찮은 일자리’ 수준과 직무만족도·생활만족도에는

어떠한 영향 관계가 있는지 분석하고자 한다.



그 동안의 고용과 직무만족 그리고 생활만족 간 영향관계에 관한 대부분의 연구는 횡단적 분석이

대부분이었다. 하지만 본 연구에서는 산재근로자의 복귀형태별 ‘괜찮은 일자리’와 직무만족도·생활만족도

가 시간의 변화에 따라 어떤 변화 패턴을 보이는지 발견하고, 연차별 각 변수의 발달궤적을 분석하여

산재근로자의 직장복귀 이후 그들의 일자리와 생활만족도는 어떠한 변화가 있는지, 그리고 그들의 현재

와 미래를 위한 정책은 어떤 방향으로 흘러가야 하는지에 대한 문제를 끊임없이 고민해 보고자 한다.

1.� 연구의�목적

본 연구는 산재근로자의 직장 복귀형태에 따른 괜찮은 일자리와 직무만족도, 일상생활만족도의 차

이와 이들 변수 간 구조적 영향 관계를 파악하는데 목적을 둔다. 이와 같은 연구 목적을 달성하기 위해

아래와 같은 연구문제를 설정하였다.

첫째, 복귀유형에 따른 산재근로자의 괜찮은 일자리, 직무만족도, 생활만족도 간 차이가 존재하는가?

둘째, 산재근로자의 괜찮은 일자리와 직무만족도 생활수준 사이의 종단적 구조관계는 어떠한가?


1.� 괜찮은�일자리,� 직무만족도,� 일상생활만족도

최근 들어 국제기구나 국가들이 노동에 대한 질적 접근이 강조되면서 좋은 일일자리(Good Job)’와

‘괜찮은 일자리(Decent Work)’등의 개념들은 혼재되어 사용되고 있다(이명언, 박상언, 2006). 좋은 일자

리는 노동에 대한 경제적 보상(임금 및 부가 급여)과 사회적 지위 등 노동에 대한 보상이라는 측면에

집중되지만 괜찮은 일자리는 노동에 대한 보상 뿐 아니라 실업보상 및 사회보장 등을 포함하는 인간의

기본적 권리로서의 노동을 의미한다(황준욱, 2005). 보다 구체적으로 괜찮은 일자리는 최저임금이나 탈

빈곤 가능성 등과 관련하여 불리한 위치에 있는 인구 집단이 일자리를 통해 적절한 사회적 삶의 수준을

유지할 수 있는가를 판단하는데 유용하다. 따라서 노동시장에서 불리한 위치에 있는 여성, 고령자, 장애

인 등 인구집단이 일자리를 얻고 유지하는 문제를 논의함에 있어 괜찮은 일자리는 적절한 개념이 될 수

있다(김은하, 2007; 최옥금, 2005; 홍경준, 2005; Grzywacz & Dooley, 2003).

장애인의 좋은 괜찮은 일자리에 대한 연구는 비교적 최근에 시작되었는데 대표적으로 변경희

(2010)는 ‘괜찮은 일자리’를 ‘고용의 질’ 개념으로 규정하고 임금, 직업위세, 직업배려, 직무만족도 등 4

가지 변수를 이용하였다. 이 연구는 임금과 직무만족 등에 의존하고 있던 기존연구에 비해 ‘고용의 질’

을 구체화 시켰다는 점에서 큰 의미를 갖는다. 하지만 손지아·박순미(2011)는 변경희(2010)연구의 한계

점으로 장애인 일자리의 질적 수준에 대한 객관적이고 포괄적인 접근이 되지 않은 점을 언급하면서 최

근 중요한 개념으로 대두된 ‘괜찮은 일자리(decent job)’ 개념을 도입하여 우리나라 장애인 일자리의 질

적 수준을 분석하였다. 이 연구에서는 11개로 구성된 ILO의 ‘괜찮은 일자리’ 개념의 구성요소를 활용하

였고 연구자에 의해 ‘고용서비스 경험여부’와 ‘편의시설 설치여부’ 등이 추가되었다. 본 연구에서도 괜찮


156

은 일자리의 구성요소들을 기준으로 산재보험패널을 활용하여 산재장애인들의 괜찮은 일자리의 기준이

될 수 있는 측정 가능한 지표들을 구성하였는데, 선행연구들에서 공통적으로 제시된 적절한 임금, 적정

노동시간, 고용안정성, 사회보장, 노사협의의 다섯 가지 요소에 ‘복리후생’ 지표를 추가하였다.

ILO의 괜찮은 일자리 개념의 구성

문순영(6요소)

최희경(11요소)

이현미(8요소)

손지아, 박순미(10요소)

본 연구(6요소)

1 고용기회

2적합하지 않는

노동자발적

일자리 선택일의 적합도

3적절한 임금과 생산적 노동

적절한 임금 적절한 임금 적절한 임금 적절한 임금 적절한 임금

4적정

노동시간적정

노동시간적정

노동시간적정

노동시간적정

노동시간적정

노동시간

5고용

안정성고용

안정성고용

안정성고용

안정성고용

안정성고용

안정성

6일과

가족생활의 양립

일과 가족생활의 양립

7 고용평등 직업훈련 고용평등 고용평등 고용평등

8안전한

작업환경 작업

환경의 안정성안전한 작업환경 안전한 작업환경 안전한 작업환경

9 사회보장 사회보장 사회보장 사회보장 사회보장 사회보장

10 노사협의 노사협의 노사협의

노조유무 노조가입여부,

노조의 장애인권대변여부

노사협의

11사회경제적

맥락

연구자에 의해 추가된 요소

전문적교육

직무만족도

고용 서비스경험 여부

복리후생

주관적만족

편의시설설치여부

<표� 1> 선행�연구의�괜찮은�일자리�구성요소

지금까지 대부분의 연구는 ‘괜찮은 일자리’를 구성하는 대표적인 변수인 임금과 고용안정성이 직무

만족도에 미치는 영향과 관련된 연구가 주를 이루었다(김광자, 2011; 송진영, 2014; 문필동·이정화,

2013; 박자경 외, 2009). 상기에 언급된 연구에서는 공통적으로 임금이 높을수록 직무만족도가 높고 정

규직이 비정규직에 비해 더 높은 직무만족을 보이는 것으로 나타났다. 앞서 언급되었듯 지금까지 장애



인의 괜찮은 일자리에 관한 연구는 매우 부족한 실정으로 ‘고용의 질’이나 ‘괜찮은 일자리’의 주된 기준

은 ‘직무만족도’를 활용한 연구이다(박자경 외 2009; 이동명·이정주, 2007; 이요행 외, 2008). 이와 같이

직무만족도가 ‘괜찮은 일자리’의 대리변수로 사용된 주된 이유는 직장에서의 이직이나 일자리 특성과 관

련되어 관찰되지 않는 개인의 특성을 대리할 수 있는 도구이기 때문이다. 하지만 괜찮은 일자리의 특성

과 관련된 객관적 정보를 결여하고 있다는 측면에서 노동의 공급자 혹은 직업탐색자로서 근로자가 갖는

행위론적 준거가 약하는 비판이 있다(방하남·이상호, 2006). 본 연구에서는 직무만족도를 ‘괜찮은 일자

리’를 구성하는 대리변수나 하위요소가 아닌 직무에 대한 주관적 만족도를 나타내는 별도의 변수로 구

성하여 객관적 척도로서의 ‘괜찮은 일자리’ 구성요소와의 인과관계 파악에 초점을 두었다.

일자리의 질은 국민의 기본생활을 보장하는 1차적 안정망의 역할을 담당하며, 그 구성요소로서 고

용기회, 부적절한 노동, 노동의 안정성, 공평한 처우, 안전한 노동 등이 기본생활 보장에 중요한 기준이

될 수 있다(석재은 외, 2005). 이처럼 근로장애인에게 있어 ‘괜찮은 일자리’의 보장은 일상생활만족과

밀접한 관계를 맺는 매우 중요한 예측 변수로 고려될 수 있다.

Iverson과 Maguire(2000)는 호주 퀸즐랜드의 노천탄광에서 일하는 286명의 남성 근로자를 대상으

로 직무만족도를 매개변수로 한 직업적(Job-related), 개인적(Personal), 환경적(Environmental), 지역적

(Community) 특성 변수와 생활만족도(Life satisfaction) 간 영향관계에 대해 연구한 결과 직업관련 요

소에서는 업무의 과부하(Work overlad)가 직무만족도를 매개하여 생활만족도에 부정적 영향을 미치는

것으로 나타났다. 또한 박준성 외(2011)의 연구에서는 근로조건(근무환경안정도, 일의지식/기능 활용도)

은 생활만족에 직접적인 효과를 미치지는 못했지만 직무만족과 생활만족 간의 경로에서는 유의미한 간

접효과가 있는 것으로 나타났다. 이는 장애인이 일자리를 통해서 궁극적으로 생활만족을 하는데 있어

여러 변인이 있지만, 근로조건과 직무만족을 함께 고려해야 하고(이중섭; 2009; 전보영 외, 2010) 일자

리의 양적 수준 뿐 아니라 양질의 고용 형태가 일상생활만족도를 높일 수 있음을 시사하는 부분이다.

하지만 지금까지의 연구에서는 ‘괜찮은 일자리’라는 다차원적인 구조적 개념이 아닌 근로소득이나

직업안정성, 직무만족도 등의 단일 변수와의 관계에 집중하였다. 이에 본 연구에서는 다차원적 개념인

‘괜찮은 일자리’와 직무만족도, 생활만족도를 통합적으로 분석할 필요가 있다고 판단하였다. 직무만족과

생활만족의 관계는 ‘괜찮은 일자리’라고 일컫는 전반적인 근로환경 속에서 서로 상호작용하는 특성을 지

니고 있기 때문이다.

2.� 직무만족과�일상생활�만족

직무만족(job satisfaction)에 대한 정의를 처음 시도한 Hoppock(1935)에 의하면 직무만족은 “근로

자 본인이 ‘자신의 직무에 만족한다’ 고 느끼는 심리적․물리적․환경적 상태들의 결합”이라고 한다.

Locke(1976)는 개인이 자신의 직무경험을 통해 느끼게 되는 유쾌한 혹은 궁극적 감정의 상태라고 정의

하고 있으며, Vroom(1995)은 개인이 현재 자신이 맡고 있는 업무 및 역할에 대한 감성적 방향

(affective orientations)으로 직무만족도는 이에 대한 만족여부의 정보를 나타낸다. 또 종업원 개인이 자

신의 직무에 대한 긍정적이거나 부정적으로 느끼는 정도를 의미하는 것(곽정민, 2009)이며, 또 주어진

직무 상황 가운데 개인이나 집단이 목표를 성취하고자 할 때 갖게 되는 직업적 관심 또는 열의로 표현

하기도 하였다(Bentley & Rempel, 1970, 박지환, 2009 재인용).


158

Neugarten et al.(1961)은 생활만족이란 매일의 생활을 구성하는 활동으로부터 기쁨을 느끼며 자

신의 생활에 대해 의미와 책임을 느끼고 자신의 목적을 성취하였다고 느끼며 긍정적인 자아상을 가지는

것이라고 정의하였고, Campbell(1981)은 생활만족도를 행복이나 주관적인 안녕인 만족과 유사한 개념으

로 사용되고 있다고 보고 행복은 생활에서의 작은 즐거움이나 큰 기쁨에 이르는 감정 또는 자연적 욕구

에 의해 유발되는 평안의 상태이며, 만족은 일정한 목표나 욕구 달성에 대한 개인의 주관적인 감정 상

태로 정의하였다. 이에 앞서 George(1979)는 유사한 개념으로 사용하고 있는 생활만족도, 사기, 행복의

개념을 명확히 구분하여야 한다고 주장했다. 즉 생활만족도는 자신이 바라던 것과 실제로 성취한 것을

비교하여 자신의 전반적인 존재의 상태를 평가하는 것이며, 사기는 용기, 훈련, 확신, 열의에 대한 의지

와 고난을 극복하고자 하는 정신적인 상태로 현재와 미래의 상태에 대한 평가와 기대이며, 행복은 현재

의 유쾌한 감정을 느끼는 일시적인 기분이라는 것이다. 그러나 Moorjani & Geryani(2004)는 생활의

질적 안녕이란 개인이 중요하다고 여기는 다양한 생활영역에서 갖게 되는 만족이나 행복이라 할 수 있

는데, 그동안 이러한 개념을 ‘생활만족’이나 ‘주관적인 안녕’으로 혼용해 왔다고 주장하고 있으며, 대부

분의 학자들은 행복을 만족과 같은 개념으로 사용하는데 동의한다(Sudheesh & Dileep, 2006; 곽수란,

2007에서 재인용).

직무만족과 생활만족간의 인과관계를 분석한 다수의 연구에서 직무만족이 생활만족도에 미치는 영

향이 반대의 경우에 비해 영향이 더 큰 것으로 조사되었는데(Rode, 2002), Judge와 Watanabe(1993)는

직무만족과 생활만족은 상호간 쌍방적으로 서로 영향을 미치고 있고, 생활만족이 직무만족에 미치는 영

향보다 직무만족이 생활 만족에 미치는 영향이 더 큰 것으로 조사되었다.(김종일, 2014 재인용).

Iverson과 Maguire(2000)의 연구에서도 직무만족도와 생활만족도 간 인과관계에서는 직무 만족도가 생

활만족도에 더 강한 영향을 미쳤다.

본 연구에서는 직무만족이란 조직의 구성이 직무를 수행하기 전의 요건(안정성, 근로시간 등), 직무

를 직접적으로 수행하면서 느끼는 감정(만족감, 열정, 즐거움, 보람, 지속성), 또는 직무를 수행 이후 뒤

따르는 보상(개인의 발전가능성 등) 에 대한 정서적 상태를 포괄한다고 할 수 있다.

III. 연구방법

1.� 연구자료�및� 표본

본 연구는 근로복지공단 근로복지연구원에서 산재근로자를 대상으로 2013년부터 매년 추적 조사

를 시행한 산재보험패널조사 1차, 2차, 3차 자료를 사용하였다.

산재보험패널조사의 경우 산재근로자 2,000명을 조사 대상을 한다. 본 연구에 적용된 구체적인 분

석대상자는 1차～3차년도 자료 중 분석에 필요한 항목에 결측치를 제외한 총 645명이며 분석대상자의

일반적 특성1)은 다음 <표 2>에 제시한 바와 같다.

1) 일반적 특성은 1차년도 자료를 기준



구분 변수명 구성요소 비고

주요변수괜찮은 일자리

(총 33점)

적절한 임금

원직장 한달 평균임금재취업 한달 평균임금

*평균임금 50%이하 0점, 평균임금 50%이상 1점

E1**003024 E2**004017

적정노동시간

주40시간(5일)근로제*주 40시간 미만 근로 : 0점주 40시간 이상 근로 : 1점

E1**003020E2**004013

고용안정성

고용형태*상용직 : 3점임시직 : 2점일용직 : 1점

E1**001013E2**004001

고용안정감(지속가능여부)

예 : 1점아니오 : 0점

E1**005005E2**006005

<표� 3> 변수의�구성요소

일반적 특성 구분 빈도(명) 백분율(%)

성별남성 555 86여성 90 14

연령

20대 21 3.330대 113 17.440대 176 27.350대 248 38.4

60대 이상 88 13.6

최종혼인상태

미혼 78 12.1혼인 498 77.2별거 7 1.1이혼 44 6.8사별 18 2.8

최종학력

무학 9 1.4초등학교 62 9.6중학교 101 15.7

고등학교 324 50.2대학교 이상 149 23.1

최종자격증 보유여부있다 339 52.6없다 306 47.4

최종 종사상 지위상용직 520 80.6임시직 73 11.3일용직 52 8.1

<표� 2> 분석대상자의�일반적�특성� (N=645)(단위: %)

2.� 변수의�측정�및� 자료분석방법�

본 연구는 산재근로자의 괜찮은 일자리, 직무만족, 일상생활만족도 간의 종단적 영향관계를 분석하

기 위하여 변수의 구성요소는 <표3>과 같다.


160

구분 변수명 구성요소 비고

사회보장가입여부

국민연금, 건강보험, 고용보험각 : 1점

E1**004049E2**005047E1**004050E2**005048E1**004051E2**005049

노사협의노동조합유무

유 : 1점무 : 0점

E1**003026E2**004018

복리후생제공여부

23점

E1**004002 ～ E1**0040046(짝수)

E2**005001 ～ E2**0040045(홀수)

직무만족 (5점)* 역변환

일자리 만족도(9가지)매우만족(1)∼매우 불만족(5)

E1**011001 ～ E1**011009의 평균

일상생활만족도 (5점)* 역변환

일상생활만족도매우만족(1)∼매우 불만족(5)

Gb**008001 ～ Gb**008006의 평균

통제변수

성별(더미) 남(0), 여(1) gender

연령(연속형) - age

최종학력(연속형변수) 무학, 초졸, 중졸, 고졸, 대졸 school

경제 활동 상태(더미) 원직장복귀(0), 재취업(1) emp

주요변수의 괜찮은 일자리의 총점은 33점으로 구성되었고 적절한 임금의 기준은 ILO에서 권고하

는 전체 노동자 평균 임금2)의 2분이 1 이상으로 설정하였다. 적정노동시간은 주40시간을 기준 주 40시

간 미만은 0점, 주 40시간 이상은 1점을 부여하였고, 고용의 안정성은 고용안정성과, 고용형태로 측정

하였는데 고용안정성의 경우 상용직은 3점, 임시직은 2점, 일용직은 1점 부여하였고, 고용안정감은 일자

리의 지속이 가능할 경우 1점, 가능하지 않을 경우 0점을 부여하였다. 사회보장 가입여부는 국민연금,

건강보험, 고용보험을 각 1점으로 하여 모두 가입 3점 ∼ 모두 가입하지 않은 경우 0점으로 측정하였

다. 노사협의는 노동조합가입 여부로 구분하여 노동조합이 있을 경우 1점, 없을 경우 0점을, 복리후생은

회사에서 제공하는 복리후생을 각 1점으로 계산하여 모두 제공할 경우 23점, 모두 하지 않을 경우는 0

점을 부여하였다.

본 연구에서 각 변수의 기술통계와 차이분석은 SPSS 24 버전을, 종단자료 분석을 위한 다변량 잠

재성장 모형의 경우는 Amos 24버전을 사용하였다.

2) 2013(311만원), 2014(323만원), 2015년(326만원)



IV. 연구결과

1.� 산재근로자의�복귀형태에�따른�괜찮은�일자리,� 직무만족,� 일상생활만족도의�차이분석

복귀형태에 따른 괜찮은 일자리, 직무만족, 일상생활만족도의 차이를 분석하기 위해 독립표본

t-test를 실시한 결과 복귀형태에 따라 각 변수 간 통계적으로 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났으

며, 세 영역 모두에서 원직장 복귀를 한 경우가, 재취업을 한 경우에 비해 평균 점수가 더 높았다. 괜찮

은 일자리에서 원직장복귀자의 평균은 1차년도 14.98, 2차년도 15.31, 3차년도 15.45로 나타났으며, 재

취업자의 평균은 1차년도 9.14, 2차년도 9.67, 3차년도 10.08로 시간이 지남에 따라 약간씩 향상됨을

보였다. 직무만족에서 원직장복귀자의 평균은 1차년도 3.44, 2차년도 3.42, 3차년도 3.39, 재취업자의

평균은 1차년도 3.24, 2차년도 3.25, 3차년도 3.26으로 나타났다. 일상생활만족도에서는 원직장복귀자의

평균은 1차년도 3.48, 2차년도 3.50, 3차년도 3.51로 나타났으며, 재취업자의 평균은 1차년도 3.32, 2차

년도 3.37, 3차년도 3.40으로 두 집단 모두 미미한 수준으로 향상되었다. 자세한 결과는 아래의 <표 4>

와 같다.

변수 취업형태3차(2015) 2차(2014) 1차(2013)

N 평 균 N 평 균 N 평 균

괜찮은일자리

원직장 414 15.45 414 15.31 414 14.98재취업 231 10.08 231 9.67 231 9.14

t값 10.750*** 11.298*** 11.511***

직무만족원직장 414 3.39 414 3.42 414 3.44재취업 231 3.26 231 3.25 231 3.24

t값 3.295** 3.980*** 4.664***

일상생활만족도

원직장 414 3.51 414 3.50 414 3.48재취업 231 3.40 231 3.37 231 3.32

t값 3.019** 3.393** 4.239***

<표� 4> 원직장복귀와�재취업�간의�차이� 분석(단위: %)

** p<.01, ***p<.001

2.� 괜찮은�일자리,� 직무만족,� 일상생활만족도�간의�종단적�영향�관계�분석

잠재성장모형은 세 번 또는 그 이상의 종단자료나 패널자료에 대하여 집단 평균 또는 개인에 대한

변화량을 확인하는 연구방법(Duncan et al., 2013)으로 어떤 변인의 변화경향에 관해 관심을 가질 때

가장 유용하게 사용할 수 있다. 잠재성장모형은 2단계를 거쳐 분석한다(kline, 2005). 첫 번째 단계인

비조건 모델 분석 단계에서는 일정 기간 발달곡선(종속변수 변화 추이)을 측정한 다음, 각 개인의 반복

측정치(Repeated Measures) 자료에 적합시켜 평균 발달 곡선의 초기치(Intercept)와 변화율(Slope)을 구

할 수 있다. 두 번째 단계인 조건 모델 분석 단계에서는 첫 번째 단계에서 얻어진 잠재요인(Latent)인

초기치와 변화율에 미치는 요인을 찾아낼 수 있다(송태민, 김계수, 2012).

본 연구는 일반적인 잠재성장모형을 다변량(multivariate)으로 확장하여, 각 변인의 초기치(initial


162

status)와 변화율(change rate)이 다른 변인에 어떻게 영향을 미치는 데에 중점을 두었다. 아울러 모형의

적합도를 평가하기 위해 χ² 검증과 더불어 TLI(Tucker-Lewis Index), RMSEA(Root Mean Square

Error of Approximation), NFI, CFI 등의 다양한 적합도 지수를 적용하였다. TLI와 RMSEA는 두 지수

모두 표본 크기에 영향을 받지 않으면서도 모형의 적합도와 간명성을 모두 고려한다는 점에(홍세희,

2000), 적합도 평가에 많이 사용되고 있다. 이들 지수의 적합기준은 Hu와 Bentler(1999)가 제시한

TLI=.95 값 이상일 때, RMSEA=.06 값 이하일 때를 좋은 적합도로 해석하였고, NFI와 CFI는 ≤.90을

기준으로 양호하다고 판단하였다.

1)� 주요변수들의�변화선�모형�추정

본 연구에서는 기존의 연구(Preacher et al., 2008)에 따라 무변화, 1요인 자유모수 변화, 선형 변

화, 2차년도 변화, 3차년도 변화, 2요인 자유모수 변화, 2차함수 변화모형 등을 검증하였으나 무변화, 1

요인 자유모수 변화, 선형변화 모형을 경쟁모형으로 비교하여 각 변수의 최종 변화선 모형을 결정하였

다.

χ²(df) NFI TLI CFI RMSEA 초기치 평균, 분산 변화율 평균, 분산

괜찮은일자리

무변화모형 50.797(4)*** .984 .989 .985 .135 13.287***, 43.202***

1요인 자유모수 변화 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**

직무만족도

무변화모형 6.088(4) .989 .997 .996 .028 3.355***, .153***

1요인 자유모수 변화 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*

일상생활만족도

무변화모형 21.320(4)*** .956 .973 .964 .082 3.450***, .107***

1요인 자유모수 변화 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> 주요변수의�변화함수�적합도�및� 평균/분산

<표 5>와 같이 괜찮은 일자리의 발달궤적을 추적할 수 있는 가장 적합한 잠재성장 모형은 무조건

모델 중 선형변화 모형으로 괜찮은 일자리 초기치의 평균과 분산이 모두 유의한 차이가 있어 괜찮은 일

자리는 근로자간 간 차이가 있는 것으로 나타났다. 1∼3차년간의 변화율의 평균과 분산도 모두 유의한

차이가 있어 괜찮은 일자리의 변화율에 있어서도 근로자 간 차이가 있는 것으로 나타났다. 즉, 괜찮은

일자리는 1∼3차년 동안 증가한 것으로 나타났으며, 괜찮은 일자리의 평균은 2.172로 시간이 지남에 따

라 해마다 약 .309만큼 괜찮은 일자리의 점수가 증가함을 의미 한다. 초기치와 변화율의 공분산이 부

(-)적이고(-1.504 p<.01), 변화율의 평균이 정(+)적인 것으로 나타나(.309, p<.001), 1차년도의 괜찮은

일자리의 점수가 높은 근로자는 시간이 지날수록 괜찮은 일자리 점수가 낮아진다. 즉 ‘1차년도 괜찮은

일자리 점수가 높은 근로자는 3차년도 괜찮은 일자리 점수가 조금 증가한 반면, 1차년도 괜찮은 일자리

점수가 낮은 근로자는 3차년도 괜찮은 일자리 점수가 크게 증가했다.



직무만족도의 발달궤적을 추적할 수 있는 가장 적합한 잠재성장 모형은 무조건 모델 중 선형변화

모형으로 직무만족도 초기치의 평균과 분산이 모두 유의한 차이가 있어 직무만족도는 근로자 간 차이가

있는 것으로 나타났다. 하지만 변화율의 평균은 유의하지 않았다. 이러한 결과는 직무만족도가 시간의

흐름에 따라 변화하지 않았음을 의미하지만, 변화율의 분산이 유의하기 때문에 모형3이 적합함을 알 수

있다.

일상생활만족도의 발달궤적을 추적할 수 있는 가장 적합한 잠재성장 모형은 무조건 모델 중 선형

변화 모형으로 생활만족도 초기치의 평균과 분산이 모두 유의한 차이가 있어 생활만족도는 근로자간 간

차이가 있는 것으로 나타났다. 1∼3차년간의 변화율의 평균과 분산도 모두 유의한 차이가 있어 생활만

족도의 변화율에 있어서도 근로자 간 차이가 있는 것으로 나타났다. 즉, 생활만족도는 1∼3차년 동안

증가한 것으로 나타났으며, 생활만족도의 평균은 3.421로 시간이 지남에 따라 해마다 약 .025만큼 생활

만족도의 점수가 증가함을 의미 한다. 초기치와 변화율의 공분산이 부(-)적이고(-.020, p<.05), 변화율

의 평균이 정(+)적인 것으로 나타나(.025, p<.01), 1차년도의 생활만족도의 점수가 높은 근로자는 시간

이 지날수록 생활만족도 점수가 낮아진다. 즉 ‘1차년도 생활만족도 점수가 높은 근로자는 3차년도 생활

만족도 점수가 조금 증가한 반면, 1차년도 생활만족도 점수가 낮은 근로자는 3차년도 생활만족도 점수

가 크게 증가했다.

2)� 연구모델의�모수치�추정결과

각 변수의 변화함수 모형 검증결과를 바탕으로, 괜찮은 일자리, 직무만족도, 생활만족도의 관계를

[그림1]과 같이 설정한 다변량 잠재성장모형을 통해 검증하였다. 설정된 다변량 잠재성장모형의 적합도

지수는 , χ²=1524.026(df=258 p<.000), NFI=.974, TLI=.975, CFI=.978, RMSEA=.041로 모형의 적

합도는 우수한 것으로 나타났다. 연구모델의 모수치 추정결과를 도표로 요약한 결과는 <표 6>과 같다.

<그림� 1> 연구모델의�모수치�추정결과


164

경 로 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

<표� 6> 연구모델의�모수치�추정�및� 통계적�유의성�검증결과

*** p < .001, ** p < .01, * p < .05

� � (1)� 괜찮은�일자리와�직무만족도의�관계

먼저 괜찮은 일자리 초기치는 직무만족도 초기치에 통계적으로 유의한 정적 관계를 나타내었다.

즉, 괜찮은 일자리 초기치가 높을수록 직무만족도 초기치는 높았다.

괜찮은 일자리의 변화율이 직무만족도의 변화율에 미치는 영향은 통계적으로 유의한 정적 관계를

나타내었는데 이는 괜찮은 일자리가 빠르게 증가할수록 직무만족도도 빠르게 중가 한다는 것을 의미한

다.

� � (2)� 괜찮은�일자리와�생활만족도의�관계

괜찮은 일자리가 생활만족도에 미치는 영향에 관해 알아본 결과 유의한 경로가 없었다.

� � (3)� 직무만족도와�생활만족도의�관계

직무만족도가 생활만족도에 미치는 영향에 관해 알아본 결과 직무만족도 초기치는 생활만족도 초

기치에 통계적으로 유의한 정적 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉 직무만족도의 초기치가 높을수록 생

활만족도의 초기치가 높았다. 또한 직무만족도의 변화율은 생활만족도의 변화율에 통계적으로 유의한

정적 영향을 주었는데 이는 직무만족도가 빠르게 증가할수록 생활만족도 역시 빠르게 증가한다는 것을

의미한다.

� � (4)� 통제변수의�영향

앞서 괜찮은 일자리, 직무만족, 생활만족도 간의 다변량 잠재성장모형을 분석하였다. 앞서 분석한

모형은 모두 통제변수를 감안한 상태에서의 결과이다. 이제 추가로 통제변수의 영향에 관해 살펴보았다.

<표 7>은 주요 변수의 변화궤적에 영향을 미치는 통제변수의 추정치 결과를 나타낸 것이다.

본 연구의 모형에 포함된 통제변수는 성별, 나이, 학력, 복귀형태이다. 먼저 괜찮은 일자리의 초기

치에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 변수는 연령, 학력, 복귀형태로 나타났다. 즉, 연령이 많을수록

괜찮은 일자리 초기치가 통계적으로 유의하게 낮았고(B=.-0.571, p<.05), 학력이 높을수록 괜찮은 일자



리 초기치가 통계적으로 유의하게 높았다(B=1.629, p<.001). 복귀형태의 경우는 재취업을 했을 경우 괜

찮은 일자리의 초기치가 통계적으로 유의하게 낮았다(B=-5.549, p<.001).

괜찮은 일자리의 변화율에 영향을 미치는 변수는 연령과 복귀형태로 나타났다. 즉, 연령은 높을수

록(B=-0.165, p<.01) 괜찮은 일자리 점수의 증가가 느렸고, 재취업의 경우(B=0.227, p<.05) 괜찮은 일

자리 점수의 증가가 더 했다. 이는 재취업의 경우 괜찮은 일자리의 초기치가 원직장 복귀에 비해 매우

낮았기 때문으로 해석된다.

직무만족도의 초기치에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 변수는 성별(B=0.208, p<.001)이었다. 즉

여성의 경우 직무만족도 초기치가 남성에 비해 높았다.

직무만족도 변화율에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 변수는 연령으로 연령이 많을수록(B=0.03,

p<.01) 직무만족도의 감소가 덜했다.

생활만족도의 초기치에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 변수는 성별로 여성의 경우(B=-0.117,

p<.05) 남성에 비해 생활만족도 초기치가 낮았다.

하지만 생활만족도의 변화율에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 통제변수는 없었다.

경 로 B β S.E. C.R.

성 별

→괜찮은일자리

초기

-1.04 -0.054 0.672 -1.547연 령 -0.571 * -0.091 0.257 -2.223학 력 1.629 *** 0.228 0.294 5.54복 귀 형 태 -5.549 *** -0.399 0.479 -11.573성 별

→괜찮은일자리 변화

(증)

0.201 0.06 0.148 1.36연 령 -0.165 ** -0.152 0.056 -2.923학 력 -0.034 -0.027 0.065 -0.528복 귀 형 태 0.227 * 0.094 0.105 2.157성 별

→ 직무만족도 초기

0.208 *** 0.163 0.055 3.784연 령 -0.003 -0.008 0.021 -0.166학 력 0.041 0.088 0.025 1.688복 귀 형 태 -0.03 -0.033 0.043 -0.696성 별

→직무만족도 변화

(감)

-0.048 -0.094 0.03 -1.617연 령 0.03 ** 0.183 0.011 2.636학 력 0.017 0.092 0.013 1.314복 귀 형 태 0.019 0.053 0.023 0.833성 별

→ 생활만족도 초기

-0.117 * -0.114 0.048 -2.456연 령 0.017 0.051 0.018 0.961학 력 0.002 0.004 0.021 0.081복 귀 형 태 -0.021 -0.029 0.036 -0.585성 별

→생활만족도 변화

(증)

0.046 0.11 0.029 1.605연 령 -0.006 -0.044 0.011 -0.547학 력 0.005 0.031 0.013 0.384복 귀 형 태 0.015 0.05 0.022 0.696

<표� 7> 통제변수를�고려한�다변량�잠재성장모형의�경로계수(단위: %)

*** p < .001, ** p < .01, * p < .05


166

3)� 다변량�잠재성장�모형의�매개효과

본 연구에서는 다변량 잠재성장모형의 직접효과 외 간접효과를 분석해보았다. 간접효과는 변인들

간의 직접효과의 범위를 넘어선 새로운 현상이기 때문에 직접효과를 논의하는 과정 속에 간접적인 효과

가 존재할 수 있는 논리적 추론을 제시하면서 그 의의와 가능성을 논의 할 수 있다(문수백, 2009). 또

한 매개효과를 가지려면 독립변수->매개변수 경로계수와, 매개변수->종속변수 경로계수가 둘 다 유의

적이어야 한다. 이것을 필요조건으로 하여 독립변수->종속변수 경로계수가 유의적이지 않은 경우에는

매개변수가 완전매개 효과를 나타내고, 유의적인 경우에는 부분매개 효과를 갖는다(Baron&Kenny,

1986). 간접효과의 유의성을 검증하기 위하여 Sobel-test 및 부트스트래핑(Bootstraping)을 사용하였고,

검증결과는 <표8>과 같다.

괜찮은 일자리의 초기치에서 생활만족도의 초기치로 가는 직접효과(B=.004)는 유의하지 않은 것으

로 나타났으며, 직무만족도 초기를 매개로 생활만족도 초기치로 가는 간접효과(B=.017, p<.001)는 유의

한 것으로 나타났다. 즉, 괜찮은 일자리 초기치는 직무만족도를 매개로 생활만족도를 높여주는 완전매개

역할을 하는 것으로 나타났다.

괜찮은 일자리 변화율에서 생활만족도의 변화율로 가는 직접효과(B=-.010)는 유의하지 않은 것으

로 나타났으며, 직무만족도 변화율을 매개로 생활만족도 변화율에 영향을 미치는 간접효과(B=.014,

p<.01)는 유의한 것으로 나타나 괜찮은 일자리의 점수가 더 증가할수록 직무만족도의 감소는 덜해지고,

그로 인해 생활만족도가 더 증가하는 것으로 나타났다.

경로 총 효과3) 직접효과 간접효과Sobel-

test괜찮은일자리초기 → 직무만족도초기 .031 .031 ***

7.246***괜찮은일자리초기 → 생활만족도초기 .022 .004 .017 ***직무만족도초기 → 생활만족도초기 .559 .559 ***

괜찮은일자리변화 → 직무만족도변화 .025 .025 **2.535*괜찮은일자리변화 → 생활만족도변화 .004 -.010 .014 **

직무만족도변화 → 생활만족도변화 .571 .571 ***

<표� 8> 변인의�효과분해�결과(단위: %)


1.� 결론

본 연구는 산재근로자의 괜찮은 일자리와 직무만족도, 생활수준 사이의 종단적 구조관계를 파악하

기 위하여 복귀유형에 따른 산재근로자의 괜찮은 일자리, 직무만족도, 생활만족도간 차이를 분석하였고,

괜찮은 일자리와 직무만족도, 생활수준 간 종단적 구조관계를 파악하였다. 이를 위해 산재보험패널조사

1차, 2차, 3차 자료를 사용하여 각 항목별 결측치가 존재하지 않은 총 645명의 산재근로자를 대상으로

분석한 결과는 다음과 같다.

3) 효과값은 비표준화계수이며, 간접효과의 유의성은 부트스트랩핑으로 검증함.



첫째, 복귀유형별 괜찮은 일자리, 직무만족도, 생활만족도 세 영역에서의 차이를 검증한 결과 1∼3

차년의 모든 결과에서 원직장 복귀를 한 산재근로자가 재취업 산재근로자에 비해 괜찮은 일자리, 직무

만족도, 생활만족도가 더 높았다.

둘째, 다변량 잠재성장모형을 이용한 종단적 구조관계 분석에서는 먼저, 괜찮은 일자리 초기치는

직무만족도 초기치에 통계적으로 유의한 정적 관계를 나타내어 괜찮은 일자리 초기치가 높을수록 직무

만족도 초기치는 높았으며 괜찮은 일자리가 빠르게 증가할수록 직무만족도도 빠르게 증가 하였다. 하지

만 괜찮은 일자리가 생활만족도에 미치는 영향에 관해 알아본 결과 유의한 경로가 없었다.

직무만족도가 생활만족도에 미치는 영향에 관해 알아본 결과에서는 직무만족도의 초기치가 높을수

록 생활만족도의 초기치가 높았으며, 직무만족도가 빠르게 증가할수록 생활만족도 역시 빠르게 증가하

였다.

셋째, 추가적으로 성별, 나이, 학력, 직장복귀형태를 통제변수로 선정하여 분석한 결과에서 괜찮은

일자리의 초기치에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 변수는 연령, 학력, 복귀형태로 나타났다. 즉, 연령

이 많을수록 괜찮은 일자리 초기치가 통계적으로 유의하게 낮았고(B=.-0.571, p<.05), 학력이 높을수록

괜찮은 일자리 초기치가 통계적으로 유의하게 높았다(B=1.629, p<.001). 복귀형태의 경우는 재취업을

했을 경우 괜찮은 일자리의 초기치가 통계적으로 유의하게 낮았다(B=-5.549, p<.001). 괜찮은 일자리의

변화율에 영향을 미치는 변수는 연령과 복귀형태로 연령은 높을수록(B=-0.165, p<.01) 괜찮은 일자리

점수의 증가가 느렸고, 재취업의 경우(B=0.227, p<.05) 괜찮은 일자리 점수의 증가가 더 했다. 이는 재

취업의 경우 괜찮은 일자리의 초기치가 원직장 복귀에 비해 매우 낮았기 때문으로 해석된다.

직무만족도의 초기치에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 변수는 성별(B=0.208, p<.001)이었다. 즉

여성의 경우 직무만족도 초기치가 남성에 비해 높았다.

직무만족도 변화율에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 변수는 연령으로 연령이 많을수록(B=0.03,

p<.01) 직무만족도의 감소가 덜했다. 생활만족도의 초기치에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 변수는

성별로 여성의 경우(B=-0.117, p<.05) 남성에 비해 생활만족도 초기치가 낮았으나 생활만족도의 변화율

에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 통제변수는 없었다. 또한 다변량 잠재성장모형의 직접효과 외 간

접효과를 분석해본 결과는 괜찮은 일자리의 초기치에서 생활만족도의 초기치로 가는 직접효과(B=.004)

는 유의하지 않은 것으로 나타났으며, 직무만족도 초기를 매개로 생활만족도 초기치로 가는 간접효과

(B=.017, p<.001)는 유의한 것으로 나타났다. 즉, 괜찮은 일자리 초기치는 직무만족도를 매개로 생활만

족도를 높여주는 완전매개 역할을 하는 것으로 나타났다. 또한, 괜찮은 일자리 변화율에서 생활만족도의

변화율로 가는 직접효과(B=-.010)는 유의하지 않은 것으로 나타났으며, 직무만족도 변화율을 매개로 생

활만족도 변화율에 영향을 미치는 간접효과(B=.014, p<.01)는 유의한 것으로 나타나 괜찮은 일자리의

점수가 더 증가할수록 직무만족도의 감소는 덜해지고, 그로 인해 생활만족도가 더 증가하는 것으로 나

타났다.


168

참고문헌

곽수란, 2009, “중·고등학생의 생활만족도 패널 분석”, 『교육사회학연구』 19, pp. 1-20.

곽정민, 2009, “리더십의 특성이 리더신뢰, 직무만족도 그리고 조직시민행동에 미치는 영향력

규명”, 석사학위논문, 이화여자대학교 대학원.

김광자, 2011, “취업장애인의 직업만족도 영향요인에 관한 연구”, 박사학위논문, 인제대학교.

김복일, 2005, “외식업체 종사원의 직무만족과 이직의도의 관계에 관한 연구”, 박사학위논문,

경기대학교.


『사회과학연구』26(4), pp. 384-411.

김은하, 2007, “일자리의 질과 노동 생산성 및 분배의 관계에 관한 비교 연구”,

『사회복지정책』30, pp. 115-141.

김종일, 2014, “장애인근로자의 생활만족에 대한 직무만족 매개효과 연구”, 박사학위논문,

한신대학교 대학원.

남춘호, 2011, “고용의 질 지수를 이용한 노동시장의 불평등과 양극화추세 분석”,

『경제와사회』92, pp. 305-350.

문수백, 2009, 『구조방정식모델링의 이해와 적용』, 서울: 학지사.

문순영, 2008, “돌봄노동 일자리의 일자리 질(quality of job)에 대한 탐색적 연구”,

『사회복지정책』33, pp. 207-237.

문필동·이정화, 2012, “장애인근로자의 이직의도에 영향을 미치는 요인 연구”, 『직업재활연구』

22(2), pp. 77-96.

박은주, 2012, “산재근로자의 첫 직업복귀기간에 관한 연구”, 『한국사회복지학』 64(4), pp.

359-381.

2.� 제언

본 연구결과에 기초하여 후속 연구를 위해 다음과 같이 제언하고자 한다.

첫째, 산재근로자의 원직장 복귀를 위한 적극적인 제도적 노력이 필요하다. 본 연구를 보면, 괜찮은

일자리 정도, 직무만족도, 생활만족도의 모든 영역에서 산재근로자가 재취업을 한 경우 보다 원직장으로

복귀한 경우가 더 높은 것으로 나타났다. 이에 후속 연구에서 원직장 복귀를 위한 제도적 방안을 마련

하는 연구가 이루어져야 할 것이다.

둘째, 산재근로자가 경제활동으로 복귀한 뒤, 직무만족도를 높이기 위한 다각적인 정책적 지원이

필요하다. 직무만족도가 괜찮은 일자리와 생활만족도를 매개하는 중요한 변수임으로 산재근로자가 직업

생활을 영위하면서 직무만족도를 높일 수 있는 방안을 찾는 후속연구가 이루어져야 할 것이다.



박자경·김종진·강용주, 2009, “장애인 근로자 직무만족도 분석”, 『기본과제보고서』 pp. 1-109.

박지환, 2009, “공공봉사동기의 결정요인 및 직무태도에의 영향에 관한 연구: 해군간부를

중심으로”, 석사학위논문, 서울대학교.

방하남·이상호, 2006, “‘좋은 일자리’(Good job)의 개념구성 및 결정요인의 분석”, 『한국사회학』

40(1), pp. 93-126.

배문혜, 2003, “진폐증 환자의 삶의 질 예측 모형”, 박사학위논문, 고려대학교 대학원.

변경희, 2010, “임금근로장애인의 ‘고용의 질’개념 및 결정요인”, 『장애와 고용』 20(2), pp.

189-211.

석재은·최병호·김용하·박병현·이상은·홍경준·최옥금, 2005, “삶의 질 향상을 위한 국민의

기본생활보장 방안. 한국보건사회연구원 연구보고서.

손지아·박순미, 2011, “‘괜찮은 일자리 (Decent Job)’의 관점에서 본 장애인 고용의 질에 대한

탐색적 연구”, 『노동정책연구』 11(1), pp. 131-165.

송진영, 2014, “임금근로장애인의 차별경험이 직무만족도에 미치는 영향”, 『장애와 고용』 24(4),

pp. 96-120.

송태민·김계수, 2012, 『보건복지 연구를 위한 구조방정식 모형』, 서울: 한나래아카데미.

안우순, 2014, “공기업 직원들의 이직의도 영향요인 연구”, 석사학위논문, 서울대학교.

안준기·오세미, 2015, “산재근로자의 경제활동 변동 및 자존감에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”,

『사회보장연구』 31(1), pp. 109-135.

이명언·박상언, 2006, “고용의 질과 글로벌 기준”, 『2006년 춘계학술연구발표회 자료집』,

한국인사·조직학회.

이요행·김성회·강배근, 2008, “재택고용 장애인의 고용조건과 직무만족간의 관계”, 『장애와 고용』

18(1), pp. 75-91.

이은정, 2009, “여성 사회적일자리 참여자의 직무만족에 관한 조직효과 연구”, 『서울도시연구』

10(3), pp. 165-187.

이정한, 2015, “직업복귀 산재근로자의 직무만족도에 영향을 미치는 요인 : 원직장복귀자와

재취업자의 비교를 중심으로”, 석사학위논문, 서울대학교.

이중섭, 2009, “빈곤 장애인의 생활만족도에 영향을 미치는 요인”, 『한국거버넌스학회보』 16(1),

pp. 79-105.

이채식·이성규, 2010, “장애인 활동보조인의 소진과 직무만족의 관계 연구”, 『재활복지』 14, pp.

223-248.

이한나·박단비, 2012, “장애인가구와 비장애인가구의 빈곤수준, 박탈경험, 고립감 및 생활만족도

연구”, 『재활복지』 16(1), pp. 1-23.

이현미, 2010, “노인의 일자리특성과 이를 반영한 괜찮은 일자리 개념 논의”, 『노인인력개발포험』


170

4, pp. 79-102.

장정미·최남희·강현숙·박선희, 2009, “산업재해 근로자의 사건충격, 불안 및 우울 수준”,

『지역사회간호학회지』20(2), pp. 234-242.

전보영·권순만·조병희·이태진, 2010, “산재장애인의 취업 및 생활만족도에 영향을 미치는

요인-장애발생 후 직업복귀 상황을 중심으로”, 『사회보장연구』 26(2), pp. 199-222.

최옥금, 2005, “근로빈곤층의 ‘괜찮은 일자리(Decent Job)’이동에 관한 연구”, 『노동정책연구』

5(1), pp. 1-42.

최희경, 2009, “괜찮은 일자리’(Decent Job) 개념의 노인 돌봄 서비스직에 대한 적용”,

『한국사회복지조사연구』 21, pp. 27-57.

홍경준, 2005, “근로빈곤층에 대한 탐색적 연구: 개념정의와 실태파악”, 『한국사회복지학』 57(2),

pp. 119-142.

홍세희, 2000, “구조방정식 모형의 적합도 지수 선정기준과 그 근거”. 『한국심리학회지: 임상』

19(1), pp. 161-177.

황준욱, 2005a, “노동과 고용에 대한 질적인 접근”, 『국제노동브리프』 3(7), pp. 1-3.

황준욱, 2005b, “ILO의 '일다운 일(decent work)'에 대한 발전적 논의”, 『노동리뷰』, pp. 21-34.

Bently, R. R., & Rempel, A. M., 1970, Manual for the Purdue Teacher Opinionnaire(PTO).

West Lafayette, IN: Purdue Research Foundation.

Campbell, A., 1981, The sense of well-being in America: Recent patterns and trends,

McGraw-Hill Companies.

George, L. K., 1979, “The happiness syndrome: Methodological and substantive issues in the

study of social-psychological well-being in adulthood”, The Gerontologist 19(2), pp. 210-216.

Grzywacz, J. G., & Dooley, D., 2003, ““Good jobs” to “bad jobs”: replicated evidence of an

employment continuum from two large surveys”, Social science & medicine 56(8), pp.

1749-1760.

Hoppock, R., 1935, “Job Satisfaction”, Harper and Brothers, New York.

Iverson, R. D., & Maguire, C., 2000, “The relationship between job and life satisfaction:

Evidence from a remote mining community”, Human relations 53(6), pp. 807-839.

Judge, T. A., & Watanabe, S., 1993, “Another look at the job satisfaction-life satisfaction

relationship”, Journal of applied psychology 78(6), p. 939.

Moorjani, J. D., & Geryani, M., 2004, “A study of life satisfaction and general well-being of

college students”, PSYCHOLINGUA 34(1), pp. 66-70.

Neugarten, B. L., Havighurst, R. J., & Tobin, S. S, 1961, “The measurement of life



satisfaction”, Journal of gerontology 16, pp. 134-143.

Rode, J. C., 2004, “Job satisfaction and life satisfaction revisited: A longitudinal test of an

integrated model”, Human Relations 57(9), pp. 1205-1230.

Sudheesh, K. and P. Dileep, 2006, Academic life satisfaction scale and its effectiveness in

prediction academic success. Eric ED491869.

Young, A. E., 2010a, “Employment maintenance and the factors that impact it after vocational

rehabilitation and return to work”, Disability and rehabilitation 32(20), pp. 1621-1632.

, 2010b, “Return to work following disabling occupational injury-facilitators of

employment continuation". Scandinavian journal of work environment & health 36(6), pp.

473-483.

Young, A. E., Roessler, R. T., Wasiak, R., McPherson, K. M., Van Poppel, M. N., & Anema,

J. R., 2005, “A developmental conceptualization of return to work”, Journal of occupational

rehabilitation 15(4), pp. 557-568.


4-2.�장해를�가진�산재근로자의�경제활동과�사회경제적�지위의�상태변화가�활만족도에�미치는�종단적�영향�연구 173

4-2

장해를 가진 산재근로자의 경제활동과 사회경제적 지위의

상태변화가 생활만족도에 미치는 종단적 영향연구

김경희*

요� � 약

장해를�가진�산재근로자가�경제활동을�재개하는�것은�자신의�근로를�되찾는�동시에�기업의�

사회적� 책임을� 다할� 수� 있게� 한다는� 점에서� 매우� 중요하다. 하지만� 장해를� 가진� 산재근로자의�사회경제적�지위와�경제활동이�이전�상태로�되돌아갈�가능성은�그리�높지� 못할� 뿐만� 아니라�그

로� 인한� 생활에서의� 낮은� 만족감이� 예상되나, 이와� 관련된� 연구는� 매우� 미미한� 실정이다, 이에�본� 연구는� 산업재해로� 인해� 장해를� 가진� 산재근로자들의� 경제활동과� 사회경제적� 지위의� 상태변

화가�그들의�생활만족도에�어떠한�영향이�있는지를�종단적으로�살펴보는�것을�목적으로�하였다. 이를�위해�근로복지공단에서�구축한�제1차에서�제3차�산업재해패널조사(PSWCI) 자료를�활용하였으며, 장해를� 가진� 산재근로자� 1,030명을� 대상으로� 분석을� 수행하였다. 분석결과, 첫째, 미취업에서� 원직장� 복귀로� 전환된� 경우만이� 생활만족도를� 향상시키는� 요인으로� 나타났다. 미취업에서�재취업으로�전환된�경우는�오히려�생활만족도를�낮추는�것으로�나타났으며, 원직장�복귀에서�재취업으로� 전환된� 경우는� 생활만족도에� 영향을� 미치지� 않았다. 둘째, 사회경제적� 지위는� 중층�이상을� 지속적으로� 유지한� 경우만이� 생활만족도를� 향상시키는� 요인으로� 나타났다. 중층� 이상에서� 하층으로� 전환된� 경우는� 생활만족도를� 낮추는� 결과를� 보였으며, 하층에서� 중층� 이상으로� 전환된�경우는�생활만족도에�영향이�없게�나타났다. 이와�같은�연구결과를�토대로, 장해를�입은�산재근로자의�원직장�복귀와�사회경제적�지위의�중층�이상의�유지를�통해�그들의�생활만족도를�향

상시킬�수�있는�몇�가지�제언을�하였다.

※ 주제어: 산재근로자, 경제활동, 사회경제적�지위, 생활만족도, 종단연구

I. 서론

우리나라의 산업재해는 외환위기 이후 경기회복세로 인해 제조업 가동율과 건설 수주액의 증가, 안

전보건규제의 완화, 사업장내 안전보건을 하는 관리조직의 약화, 또한 2003년부터 5인 미만 사업장에

대한 산업안전보건법 적용 확대와 고용환경의 변화에 따른 비정규직, 고령근로자, 외국인 등 산업재해

취약계층의 증가 등에 기인하여, 1998년 이후부터 증가하다가 2001년부터 실시한 50인 미만 사업장에

* 성결대학교 사회복지학부


174

대한 클린사업 등의 지원사업과 2004년부터 실시한 사망재해에 대한 예방대책 등의 효과가 나타나면서

부터 감소추세로 반전되어, 산업재해율은 2005년 0.77%, 2012년 0.69%, 2014년 말 0.65%로 낮아지고

있다. 그러나 이 수치는 2012년 기준으로 일본의 0.20%, 독일의 0.17%, 미국의 0.35%, 영국의 0.04%

에 비해 현저히 높은 수준이다. 또한 고용노동부(2015a)는 2014년 한해 동안 90,908명의 산재대상자가

발생하였으며, 이중 약 3만7천명이 산업재해 장해판정을 받았으며, 산업재해에 의한 사망이 1,850명에

달한다고 하였다. 산업재해를 당한 근로자들은 질병으로 치료기간 또는 이후에도 불안과 스트레스 등

심리사회적 문제를 경험하고, 이로 인해 장해를 가진 산재근로자들의 직장과 생활만족에 부정적인 영향

을 미치기 때문에, 이들에 대한 관심이 절실히 필요하다(박수경, 2014; 안준기, 오세미, 2015).

우리나라는 1964년에 산재로부터 산재근로자를 보호하기 위해 산업재해보험제도를 도입하였다. 이

후 그 역할과 규모가 크게 성장한 것으로 평가되고 있지만, 우리나라의 산업재해보험제도는 그동안 산

재근로자의 보상과 치료 문제에 초점을 맞추어왔고, 그들의 이후 직업으로부터의 복귀나 삶의 질에 대

한 관심은 부족한 실정이다(양재성 외, 2012; 안준기, 오세미, 2015). 즉, 2012년 기준으로 요양급여,

장해급여 등의 산재근로자의 치료비용은 연간 약 3조5천억원이 발생하였으며, 산재발생 후 산재근로자

의 실질소득은 36.5%가 감소되었고, 별거율은 2.6배, 이혼율은 3배가 증가하였다(고용노동부, 2012). 따

라서 산업재해 근로자가 치료와 보상만을 받기만 하고, 경제활동에 복귀하지 못하거나 낮은 임금으로

재취업할 경우 사회경제적 지위의 하락과 함께 그들의 생활에서의 불만족은 증가하게 되어, 개인적·사회

적 문제는 지속적으로 발생이 될 수밖에 없을 것이다.

장애인들은 비장애인과 동일한 사회적 존재로서 자신의 지위를 확보하고, 지역사회의 구성원으로

역할을 수행하기 위해서는 자신의 능력에 적합한 직업을 영위하는 것은 매우 중요하다. 즉, 경제활동을

한다는 것은 단순히 소득을 위한 목적을 넘어 자아실현과 삶의 의미를 위해서도 중요한 몫을 차지하고

있으므로, 장애인에게 자신의 능력에 맞는 경제활동을 할 수 있게 하는 것은 장애인복지는 물론 넓은

의미에서의 사회복지 관점에서 매우 중요한 영역이다(김근홍 외, 2005). 산재근로자의 경제활동과 생활

만족도 간의 연구는 산업재해 근로자의 경제활동이 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있다는 안준기, 오

세미(2015)와 안성아, 염동문(2016)의 연구, 산재요양 중 경제활동 가능성을 높게 예상할수록 삶의 질이

높다는 연구결과(박소연, 김진경, 2008)를 통해서도 산업재해 근로자들에게 산재요양 이후의 경제활동

재개는 생활만족도에 매우 중요한 요인이라는 것을 알 수 있게 한다.

대부분의 선행연구에서 사회경제적 지위는 생활만족도에 영향을 미치는 것으로 보고되고 있다. 산

재근로자의 생활만족도를 연구한 안준기, 오세미(2015)와 안성아, 염동문(2016)은 산재근로자의 사회경

제적 지위가 높을수록 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있다고 하였으며, 산재이후 원직장복귀자의 생활

만족도를 연구한 송진영(2016)은 원직장 복귀 후 산재근로자의 사회경제적 지위가 높을수록 생활만족도

가 높은 영향관계가 있다고 하였다. 이들 연구들을 통해 산업재해 근로자들에게 산재요양 이후의 사회

경제적 지위는 생활만족도에 매우 중요한 요인이라는 것을 예측할 수 있다.

산업재해 이후 산재근로자들의 낮은 수준의 사회경제적 지위와 경제활동은 선행연구에서와 같이

생활만족도에 부정적인 영향을 미친다. 하지만 이들 산재근로자들의 사회경제적 지위 또는 경제활동과

생활만족도 간의 관계에서 그들의 생활만족도에 영향을 미치는 요인을 상태의 변화에 따라 살펴본 연구

는 찾아보기 어렵다. 즉, 산재근로자를 대상으로 생활만족도와 관련된 연구는 김수인 외(2001), 김정연

외(2001), 박소연, 김진경(2008) 등 그리 많지 않을 뿐만 아니라, 산업재해요양 이후 생활만족도와 관련

된 연구는 전보영 외(2010), 김수정, 이미(2014), 권택순(2015)의 연구만이 일부 보고되고 있는 실정이

다. 이와 같이 산재근로자의 경제활동과 사회경제적 지위가 생활만족도에 미치는 영향에 대한 선행연구



들이 일부 보고되고 있지만, 이들 선행연구 대부분이 특정 시점을 기준으로 한 횡단적인 연구에 국한되

어 진행되어 왔으며, 이는 그들의 사회경제적 지위 또는 경제활동과 생활만족도 간의 인과관계를 규명

하는데 있어 한계로 작용할 수 있다.

이에 선행연구와 같이 산재근로자의 사회경제적 지위와 경제활동에 따른 생활만족도가 이슈가 되

고 있는 현 시점에서, 사회경제적 지위와 경제활동이 생활만족도에 미치는 단편적인 연구 또는 횡단적

인 연구의 한계를 넘어, 이들의 상태변화가 생활만족도에 미치는 영향관계를 종단적으로 살펴보는 연구

는 매우 의미가 있을 것으로 여겨진다. 즉, 사회경제적 지위의 상태를 ‘하층에서 중층 이상으로 전환’,

‘중층 이상에서 하층으로 전환’, ‘지속적으로 중층 이상 유지’ 등으로 구분하여, 이들의 상태변화의 수준

을 살펴보고, 사회경제적 지위의 상태변화와 생활만족도 간의 영향이 상이하다는 것을 규명하는 연구와

경제활동의 상태를 ‘미취업자에서 원직장 복귀’, ‘미취업자에서 재취업으로 전환’, ‘원직장 복귀에서 재취

업으로 전환’ 등으로 구분하여, 이들의 상태변화의 수준을 살펴보고, 경제활동의 상태변화와 생활만족도

간의 영향이 상이하다는 것을 규명하는 연구는 이들 상태변화에 따라 생활만족도가 달라질 수 있음을

확인하는 연구로서 매우 가치가 있을 것으로 여겨진다.

이에 본 연구에서는 근로복지공단에서 구축한 제1차에서 제3차 산업재해패널조사(PSWCI)의 패널

자료를 활용하여, 장해를 가진 산재근로자의 경제활동과 사회경제적 지위의 상태변화와 생활만족도 간

의 관계에 대한 종단연구를 수행함으로써, 그들의 사회경제적 지위 또는 경제활동의 상태변화에 따라,

그들의 생활만족도가 어떻게 달라질 수 있는지를 살펴보고자 한다. 이를 통해 본 연구는 장해를 가진

산재근로자들이 사회경제적 지위 또는 경제활동의 상태변화에 따라, 그들의 생활만족도를 향상시킬 방

안을 도출하고, 생활에서의 만족감을 유지할 수 있는 프로그램 등을 개발하고, 궁극적으로는 장해를 입

은 산재근로자들의 삶의 질이 개선될 수 있도록 실천적, 정책적인 관점에서의 기초자료를 제공하는 것

을 목적으로 한다.

이러한 목적을 위해 설정한 연구문제는 다음과 같다.

첫째, 장해를 가진 산재근로자의 경제활동의 상태변화는 그들의 생활만족도에 어떠한 영향을 미칠

것인가?

둘째, 장해를 가진 산재근로자의 사회경제적 지위의 상태변화는 그들의 생활만족도에 어떠한 영향

을 미칠 것인가?


1.� 산재근로자의�생활만족도

우리나라의 산재근로자는 1999년 이후 지속적인 증가추세를 보이고 있으며, 2015년 기준으로 9만

명 이상에 달하고 있다. 산업재해로 인한 근로손실일은 2008년 기준으로 70,097,000일로 나타났으며,

이는 같은 기간 노동분규로 인한 809,000일의 약 87배 수준이며, 직·간접 손실까지를 포함한 경제적 손

실추정액은 약 17조 1천억원 이상으로 나타났다(근로복지공단, 2015).


176

산업재해보험제도의 운영 목적은 업무상 사유로 의해 근로자가 상해를 당하거나 질병에 걸린 경우,

정부에 의해 적절한 산재요양이 이루어질 수 있도록 하고, 궁극적으로는 직업에 복귀하거나 재취업을

할 수 있도록 하는 것이다(고용노동부, 2015b). 이와 같은 목적은 산재근로자의 재활 등의 사업운영을

통해서 구체화될 수 있으며, 보상서비스를 통해서 산재근로자의 삶의 질 향상에 기여하는 데에 있다(이

용재, 2011). 하지만, 이러한 목적 하에 다양한 산재서비스가 제공됨에도 불구하고, 여전히 장해를 가진

산재근로자의 삶의 질은 상당히 낮은 것으로 인식되고 있다(전보영 외, 2010).

인간은 누구나 자신의 행복을 추구한다. 행복 추구는 인간의 가장 기본적이고 궁극적인 목표이며,

모든 인간은 질 높은 삶을 사는 것을 최대의 관심사로 인식한다. 생활만족도라는 용어는 Campbell et

al.(1976)의 연구에서 생활에서의 만족이란 경제적으로 안정된 것이라는 관점을 소개하면서부터 사용되

었다. 특히, 산재근로자의 경우 재해를 당한 이후 경제활동 변동에 따른 개인적인 삶의 변화 및 사회적

인식의 변화로 인해 객관적인 생활만족 뿐 아니라 주관적인 생활만족에도 변화가 예상되는 만큼, 요양

종결 후 경제활동 변동에 따른 생활만족도를 살펴보고, 적절한 복지방안에 대한 고찰도 함께 진행할 필

요가 있을 것으로 여겨진다.

산재근로자의 생활만족도에 관한 선행연구는 그리 많지 않다. 일부 연구를 살펴보면, 산재요양이

종결된 이후에 산재근로자들의 생활만족도를 살펴본 국내의 연구(전보영 외, 2010; 김수정, 이미, 2014;

권택순, 2015)가 있다. 국외의 연구에서 Viana et al.(2007)은 산재근로자의 생활만족도는 기혼자일수

록, 소득이 높을수록 생활만족도가 높게 나타났으며, Cvetkovski et al.(2006)은 사회경제적 지위와 정적

(+)인, 우울과는 부적(-)인 영향관계가 있는 반면, 성별, 연령, 질병기간, 직업은 생활만족도에 영향이

없는 것으로 나타났다. Westman et al.(2006)은 장애 환자들의 생활만족도와 초기 재활의 효과를 5년간

추적조사를 실시한 결과, 조사 초기에는 모든 환자들이 병가로 입원하거나 통원치료 상태였으나, 1년 후

에는 81% 정도의 환자들이 직장에 복귀를 하였고, 5년 후에는 환자들의 58%가 직장에서 일을 하고

있었으며, 그들의 신체기능과 생활만족도가 향상됨을 확인하였다.

2.� 생활만족도에�대한�선행연구

1)� 경제활동과�생활만족도

산재보험제도는 근로자가 업무상 재해를 당했을 때 적절한 치료를 받을 수 있도록 지원하고, 산재

로 인한 손해에 대해서 합리적인 보상을 받을 수 있는 것에 추가하여, 산재요양 이후에 원직장에 복귀

하거나 재취업 등의 경제활동을 재개하게 할 수 있도록 하는 것을 목적으로 하고 있다. 이에 정부에서

는 2000년에 재활사업 5개년 계획을 시작으로 산업재해근로자의 직업복귀를 국가적 차원에서 매우 중

요한 문제로 다루게 되었다.

산재근로자의 경제활동 재개의 종류는 원직장 복귀와 재취업 등으로 크게 구분될 수 있는데, 그 중

가장 바람직하고 최상의 복귀형태는 원직장 복귀이다(원종욱, 2002; 이상진, 2010). 이는 산재근로자의

경우, 단순히 경제활동을 재개하느냐 아니냐의 문제도 중요하지만, 산재요양 이전과 근무조건이 유사하

느냐와 같은 질적인 수준의 복귀도 중요함을 의미한다. 이에 산재장해인의 직업복귀율은 2002년 이후

매년 증가하고 있는데 2002년 40.2%에서 2011년 70.4%로서, 2002년을 기준으로 약 30% 증가하였고,

원직복귀율도 2002년 28.0%에서 2011년에는 38.7%로 약 10% 정도 증가하였다. 이렇듯 산재근로자의

원직복귀에 대한 중요성에도 불구하고, 우리나라의 산재근로자의 원직복귀제도는 원직복귀 의무제도를

이행하고 있는 선진 국가에 비해 활발히 운영되지 못하고 있는 실정이다(근로복지공단, 2015). 물론, 원



직장 복귀를 하였다 하더라도 고용주의 인식에 따라 산재 이후의 업무와 상이하거나 처우가 나빠지는

등의 문제가 있는 것으로 지적될 수 있다(이지은, 2001), 하지만, 재취업자들의 경우, 이러한 불합리한

대우가 더욱 심할 것으로 보고되고 있다(이상진, 2010). 이는 산재근로자의 경우, 산재 이전에 직장에서

일한 경험이 있기 때문에 원직장 복귀나 재취업은 단순히 경제적 의미 이상이며, 그들의 삶의 태도를

결정짓는 중요한 요소이다(이지은, 2001; 이상진, 2010).

산재근로자의 경제활동과 생활만족도 간의 연구는 그리 많지 않다. 일부 연구를 살펴보면, 산재근

로자의 생활만족도를 연구한 안준기, 오세미(2015)는 산업재해 근로자의 경제활동이 생활만족도에 정적

(+)인 영향이 있음을 밝혔고, 산재근로자를 연구한 안성아, 염동문(2016)도 산재근로자의 경제활동은 그

들의 생활만족도를 향상시키는 요인이라고 하였으며, 산재요양 중 경제활동 가능성을 높게 예상할수록

삶의 질이 높다는 연구결과(박소연, 김진경, 2008) 등을 통해서도 산업재해 근로자들에게 산재요양 이후

의 경제활동 재개는 생활만족도에 매우 중요한 요인이라는 것을 예측 할 수 있게 한다.

또한 산재근로자와 연관 있는 장애인의 취업 영역까지 확대하여 선행연구를 살펴보면, 장애인의 취

업여부의 상태변화와 생활만족도 간을 연구한 송진영(2012)은 취업을 계속 유지한 경우와 취업으로 전

환한 경우가 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있는 것으로 나타남에 따라, 현재 취업한 상태에 있는 경

우에 있는 장애인들이 생활만족도가 높은 것을 알 수 있었다. 또한 전보영 외(2010)도 장애인의 취업은

생활만족도에 정적(+)인 영향이 있다고 하였으며, 이중섭(2009)의 경우, 빈곤한 장애인일수록 생활만족

도가 낮게 나타난다고 하였다.

이와 같이 최근 산재근로자들의 경제활동 복귀에 대한 관심이 증가하고 있으나, 산재요양 이후에

산재근로자들의 삶의 질 변화에 대한 연구는 미미한 수준에 있다. 하지만 장해를 당한 산재근로자의 경

우, 산재 이후 경제활동 변동에 따른 개인적인 삶의 변화로 인해 그들의 생활만족도에도 변화가 예상되

는 만큼, 산재요양 이후 경제활동 변동을 ‘미취업자에서 원직장 복귀’, ‘미취업자에서 재취업으로 전환’,

‘원직장 복귀에서 재취업으로 전환’ 등으로 구분하여, 이들의 상태변화에 따른 생활만족도의 변화를 살

펴보고자 한다.

2)� 사회경제적�지위와�생활만족도

사회경제적 지위는 조직 내에서 어떤 사람이 위치하고 있는 경제적 지위와 사회적 지위의 종합이

다. 사회적 지위는 특정인이 타인에 의해 사회적으로 인정을 받고 있는 정도를 의미하는 것으로서, 주로

그 사람의 학력이나 직업 등을 지표로 해서 측정하는 반면, 경제적 지위는 특정인의 경제적 능력을 의

미하는 것으로서, 주로 수입을 지표로 측정한다. 따라서 사회경제적 지위는 직업, 학력, 소득 수준 등으

로 개념화될 수 있으며, 자신의 삶과 밀접한 관련을 지닌다(김창엽 외, 2015).

사회경제적 지위는 경제적 차원을 넘어서서 사회·문화적 차원 또는 정치적 권력의 차원까지도 포괄

할 수 있으며, 다원적인 분류의 기준인, 소득, 재산과 같은 경제적 요소와 더불어 학력수준, 직업, 생활

양식 등 다양한 요소들을 포함할 수 있다. 또한 사회경제적 지위는 사회적 계층과 혼용해서 사용되는데,

예를 들어 상류층, 중류층, 하류층과 같이 3개의 계층으로 나눌 수도 있고, 이를 다시 2개씩 나누어 총

6개의 계층으로 나눌 수도 있다. 본 연구에서 사용한 사회경제적 지위는 산업재해패널조사에서 정의한

‘자신이 인식하는 사회경제적 지위’로서, 그 계층을 하층, 중하층, 중상층, 상층 등 4개의 계층으로 구분

되어 있다.


178

사회적으로 계층화된 사회경제적 지위는 다음과 같은 세 가지 특징을 지닌다(양춘, 2005). 첫째,

지위란 상호 작용이나 동일시하는 과정 없이도 비슷한 특징을 가진 사람들을 포함하는 사회적 범주이

다. 둘째, 모든 개인은 자신이 속한 조직 내 사회적 범주의 지위에 따라 각기 다른 경험과 생존 기회에

노출된다. 셋째, 모든 사회경제적 지위는 오랜 기간에 걸쳐 변화한다.

산재근로자의 사회경제적 지위와 생활만족도 간의 연구는 그리 많지 않다. 일부 연구를 살펴보면,

산재근로자의 생활만족도를 연구한 안준기, 오세미(2015)는 산업재해 근로자의 사회경제적 지위가 높을

수록 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있음을 밝혔고, 산재근로자를 대상으로 연구한 안성아, 염동문

(2016)도 산재근로자의 사회경제적 지위가 높을수록 그들의 생활에서의 만족도가 높다고 하였으며, 산

재이후 원직장복귀자의 생활만족도를 연구한 송진영(2016)은 원직장 복귀 후 산재근로자의 사회경제적

지위가 높을수록 생활만족도가 높은 영향관계가 있다고 보고하였다. 이들 연구를 통해서도 산업재해 근

로자들에게 산재요양 이후의 사회경제적 지위는 생활만족도에 매우 중요한 요인이라는 것을 예측하게

한다.

또한 산재근로자와 연관 있는 장애인의 영역까지 확대하여 선행연구를 살펴보면, 장애인의 생활만

족도를 연구한 이중섭(2010)은 사회경제적 지위계층이 높을수록 생활만족도가 높은 관계에 있다고 하였

으며, 박기남(2004)은 자신을 중하층으로 인식하는 경우보다 중상층으로 인식한 경우에 생활만족도가

높은 정적(+)인 영향관계에 있다고 하였다.

이와 같이 최근 사회경제적 지위가 생활만족도에 영향이 있다는 일부 연구가 있음에도 불구하고,

산재요양 이후에 사회경제적 지위의 변화에 따른 산재근로자들의 삶의 질 변화에 대한 연구는 찾아보기

어렵다. 이에 본 연구에서는 장해를 당한 산재근로자의 경우, 산재 이후 사회경제적 지위의 변동에 따른

개인적인 삶의 변화로 인해 그들의 생활만족도에도 변화가 예상된다고 보고, 산재요양 이후 사회경제적

지위의 변동을 ‘하층에서 중층 이상으로 전환’, ‘중층 이상에서 하층으로 전환’, ‘지속적으로 중층 이상

유지’ 등으로 구분하여, 이들의 상태변화에 따른 생활만족도의 변화를 살펴보고자 한다.

III. 연구방법

1.� 연구대상자

산재보험패널조사(PSWCI, Panel Study of Worker's Compensation Insurance)는 2013년을 1차년

도로 하여 2015년의 3차년도까지 매년 요양을 종결한 산업재해 근로자를 대상으로 조사하여 익년도에

배포한 패널자료이다. 이 자료는 산재요양종결자들의 재해 이후 개인의 상태를 동태적으로 파악하여, 산

재근로자의 직업복귀에 대한 자료를 제공하기 위해 개발되었다. 패널조사의 모집단은 2012년 산재보험

요양종결 산재근로자 82,493명이었고, 장해등급(6개 범주)별 우선 할당 후 9개 권역별 비례배분하였다.

산재보험패널조사는 2013년을 1차년도로 하여 대상자의 표본크기를 2,000명(산재장해인 1,650명, 장해

가 없는 산재근로자 350명)으로 실시하고 있으며(근로복지공단, 2015), 본 연구에서 사용한 자료는

2013년에 조사한 1차년도부터 2015년에 조사한 3차년도까지의 종단자료이다. 본 연구에서는 산재보험

패널조사 제3차년도의 조사대상자 2,000명 중 결측치를 제거하고 장해를 가진 현재 취업상태에 있는 산

재근로자 1,030명을 대상으로 분석을 실시하였다.



2.� 연구도구

1)� 독립변수� :� 경제활동

독립변수인 경제활동의 상태는 산재보험패널의 1차년도에서 3차년도까지의 ‘경제활동상태’를 사용

하였다. 경제활동상태는 ‘1=원직장 복귀, 2=재취업자, 3=미취업자’로 구성된 것을 ‘1차년도 미취업자에

서 이후 변화되어 3차년도 현재 원직장 복귀’, ‘1차년도 미취업자에서 이후 변화되어 3차년도 현재 재취

업으로 전환’, ‘1차년도 원직장 복귀에서 이후 변화되어 3차년도 현재 재취업으로 전환’ 등의 3개의 변

수를 생성하여 분석에 활용하였다.

본 연구에서는 원직장 복귀 비율이 재취업에 비해 절반 수준으로 낮으며(근로복지공단, 2015), 재

취업에서 원직장 복귀의 경우는 그 사례가 거의 없을 것으로 예상되고, 본 연구에서도 ‘1차년도 재취업

에서 이후 변화되어 3차년도 현재 원직장 복귀로 전환’에 해당하는 대상자가 불과 3명으로 나타난 바,

이 경우를 제외하고 분석을 수행하였다.

2)� 사회경제적�지위

독립변수인 사회경제적 지위의 상태는 산재보험패널의 1차년도에서 3차년도까지의 ‘사회경제적 지

위’를 사용하였다. 사회경제적 지위는 ‘1=상층, 2=중상층, 3=중하층, 4=하층’으로 구성된 것을 ‘0=하층,

1=중층 이상’으로 더미처리하였으며, 따라서 사회경제적 지위는 ‘1=사회경제적 지위가 1차년도부터 3차

년도까지 지속적으로 하층 유지’, ‘2=사회경제적 지위가 1차년도 이후 하층이었다가 3차년도 현재 중층

이상으로 변화’, ‘3=사회경제적 지위가 1차년도 이후 중층 이상이었다가 3차년도 현재 하층으로 변화’,

‘4=사회경제적 지위가 1차년도부터 3차년도까지 지속적으로 중층 이상 유지’ 등의 4가지 경우가 있을

수 있다.

본 연구에서는 이들 4개의 변수 중 사회경제적 지위가 중층 이상으로 지속적으로 유지된 경우와

하층으로 지속적으로 유지된 경우가 상충된 요인으로서 같이 분석할 필요가 없다고 여겨져서, 이중 ‘사

회경제적 지위가 중층 이상을 지속적으로 유지함’ 변인이 좀 더 본 연구에 적합하다고 판단되어 ‘사회경

제적 지위가 하층을 지속적으로 유지함’ 변인을 제외하고 분석을 수행하였다. 즉, ‘1=중층이상 전환(1차

년도 하층, 이후 중층 이상으로 전환, 3차년도 현재 중층 이상인 상태)’, ‘2=하층으로 전환(1차년도 중층

이상, 이후 하층 이상으로 전환, 3차년도 현재 하층인 상태)’, ‘3=중층이상 유지(1차년도 중층 이상에서

3차까지 계속 유지)’ 등의 3개의 변수를 분석에 활용하였다.

3)� 종속변수� :� 생활만족도

장해를 가진 산재근로자의 생활만족도는 개인이 자신의 삶에 대해 주관적으로 느끼는 만족정도를

의미한다. 본 연구에서의 생활만족도는 산재보험패널의 3차년도 자료에서 가족수입, 여가활동, 주거환경,

가족관계, 친인척관계, 사회적 친분관계, 전반적 만족도에 대한 일상생활 만족정도를 묻는 7문항을 사용

하였다. 각 문항은 ‘1=매우 만족한다’에서 ‘5=매우 만족하지 않는다’의 5점 척도로 되어 있는 것을 분석

의 일관성을 위해 역으로 코딩변경한 후에 7개 문항의 합을 구하여 사용하였다. 따라서 점수가 높을수

록 생활만족도가 높음을 의미한다. 본 연구에서의 생활만족도의 척도의 신뢰도인 Cronbach‘s α값은

.852이었다.


180

4)� 통제변수

본 연구에서 사용한 통제변수 중 성별은 회귀분석을 위해 ‘0=여성, 1=남성’으로 더미처리하였으며,

연령은 비율변수로 되어 있는 것을 그대로 사용하였으며, 빈도분석은 ‘1=20대 이하, 2=30대, 3=40대,

4=50대, 5=60대 이상’로 재구성하여 사용하였다. 학력은 ‘1=무학, 2=초등학교 졸업, 3=중학교 졸업, 4=

고등학교 졸업, 5=대학교 졸업 이상’으로 구성된 것을 그대로 사용하였다. 장해등급은 비율변수를 그대

로 사용하였으며, 빈도분석은 ‘1=9등급 이하, 2=10등급, 3-11등급, 4=12등급, 5=13등급, 6=14등급’으

로 재구성하여 사용하였다. 재활서비스이용여부는 공단에서 제공하는 재활서비스를 이용했는지의 여부

로서, ‘0=이용 안함, 1=이용함’으로, 배우자유무는 ‘0=없음, 1=있음’으로, 종교유무는 ‘0=없음, 1=있음’

으로 더미처리하였다. 건강상태는 ‘1=매우 건강하지 않음’에서 ‘4=매우 건강함’으로 구성되어 있으며,

따라서 점수가 높을수록 건강이 좋음을 의미한다. 만성질환보유유무는 ‘0=없음, 1=있음’으로 더미처리하

였다.

3.� 자료분석방법

자료분석방법은 SPSS 20.0을 이용하여 대상자의 일반적 특성에 대한 빈도분석을 수행하였으며, 주

요변수들에 대한 기술적 통계와 종속변수인 생활만족도의 특성을 살펴보고, 장해를 가진 산재근로자의

경제상태와 사회경제적 지위의 상태변화와 생활만족도의 영향관계를 살펴보기 위해 회귀분석(Regression

Analysis)을 실시하였다.

IV. 연구결과

1.� 대상자의�일반적�특성

본 연구대상자의 일반적 특성은 <표 1>과 같다. 성별은 남성이 893명(86.7%)로서 여성의 13.3%보

다 높게 분포되었다. 연령은 50대가 38.1%로 가장 많이 차지하였으며, 40대가 26.9%, 60대 이상이

20.6%, 30대가 11.9%, 20대 이하가 2.5% 순의 분포를 보였다. 학력은 고등학교 졸업이 46.8%로 가장

높게 나타났으며, 중학교 졸업이 19.5%, 대학교 졸업 이상이 16.4%, 초등학교 졸업이 14.1%, 무학이

3.2% 순으로 분포되었다. 장해등급은 14등급이 30.2%로 가장 높게 분포되었으며, 12등급이 24.8%, ,

11등급과 9등급이하가 12.9%, 10등급이 12.3%, 13등급이 6.9% 순으로 분포되었다. 재활서비스를 이용

하는 경우가 56.5%로서 이용하지 않는 경우의 43.5%보다 높게 나타났으며, 배우자와 동거하는 경우가

73.0%로서 그렇지 않은 경우보다 상당히 높게 분포되었다. 건강상태는 ‘좋은 편이다’가 62.9%로 가장

높게 분포되었으며, ‘좋지 않은 편이다’가 30.3%, ‘매우 좋다’가 4.7%, ‘매우 좋지 않다’가 2.1% 순으로

분포되었다. 만성질환이 없는 경우가 75.5%로서 있는 경우보다 높은 분포를 보였으며, 종교는 없는 경

우가 68.6%로서 있는 경우보다 높은 것을 알 수 있었다.



<표� 1> 대상자의�일반적�특성(n=1,030명)(단위: %)

변인 구분 빈도(명) 백분율(%)

성별여성 137 13.3남성 893 86.7

연령

20대 이하 26 2.530대 123 11.940대 277 26.950대 392 38.1

60대 이상 212 20.6

학력

무학 33 3.2초등학교 졸업 145 14.1중학교 졸업 201 19.5

고등학교 졸업 482 46.8대학교 졸업 이상 169 16.4

장해등급

9이하 133 12.910 127 12.311 133 12.912 255 24.813 71 6.914 311 30.2

재활서비스이용여부이용안함 448 43.5

이용 582 56.5

배우자유무기타 278 27.0

배우자동거 752 73.0

건강상태

매우 좋지 않다 22 2.1좋지 않은 편이다 312 30.3

좋은 편이다 648 62.9매우 좋다 48 4.7

만성질환보유유무아니오 778 75.5

예 252 24.5

종교유무없음 707 68.6있음 323 31.4

2.� 주요�변수들의�기술통계

종속변수인 생활만족도 전체에 대한 기술통계와 생활만족도의 각 문항에 대해 조사자들이 응답한

수준을 살펴보았다.

<표� 2> 생활만족도의�특성(단위: %)

구분 N 최소값 최대값 평균 표준편차생활만족도 전체 1,030 7 35 23.64 3.256

가족의 수입 1,030 1 5 2.92 .734여가 생활 1,030 1 5 3.06 .642주거 환경 1,030 1 5 3.37 .673가족 관계 1,030 1 5 3.68 .654

친인척 관계 1,030 1 5 3.58 .614사회적 친분 관계 1,030 1 5 3.60 .566

일상생활 전반적 만족도 1,030 1 5 3.43 .573


182

분석결과, <표 2>에 나타난 것과 같이 생활만족도 전체는 7 ~ 35의 범위에서, 평균이 23.64(표준

편차 3.256)로서 보통보다 조금 높은 것으로 나타났다. 생활만족도의 7개 하위항목 중에서는 가족관계

에 대한 만족도가 3.68로서 가장 높은 평균을 나타냈으며, 다음으로는 사회적 친분관계에 대한 만족도

가 3.60, 친인척관계에 대한 만족도가 3.58 순으로 높게 나타났으며, 가족의 수입에 대한 만족도가 2.92

로서 가장 낮은 평균을 보였으며, 다음으로는 여가생활이 2.92로서 낮게 나타났다. 이를 통해 본 연구대

상자의 생활만족도는 가족, 사회적 관계, 그리고 친인척 관계에 대해서는 비교적 만족하고 있지만, 가족

의 수입이나 여가생활에서는 만족정도가 낮은 것을 알 수 있었다.

독립변수인 경제활동과 사회경제적 지위의 상태의 특성을 살펴본 결과는 <표 3>과 같다. 분석결과,

미취업에서 원직장 복귀로 전환한 경우는 3.8%로 나타났으며, 미취업에서 재취업으로 전환된 경우는

72.3%, 원직장 복귀에서 재취업으로 전환된 경우는 22.7%로 나타남에 따라, 원직장 복귀의 비율은 내

우 낮으며, 취업자 중 대부분이 재취업된 것을 알 수 있었다. 또한 사회경제적 지위는 하층에서 중층

이상으로 전환된 경우가 15.8%, 중층 이상에서 하층으로 전환된 경우가 11.1%, 중층 이상을 유지하는

경우가 48.3%로 나타났다.

<표� 3> 경제활동과�사회경제적�지위의�상태(경제활동� n=264, 사회경제적�지위� n=1,030)(단위: %)

변인 상태 구분 빈도(명) 백분율(%)

경제활동

미취업에서 원직장 복귀로 전환아니요 254 96.2

예 10 3.8

미취업에서 재취업으로 전환아니요 73 27.7

예 191 72.3

원직장 복귀에서 재취업으로 전환아니요 204 77.3

예 60 22.7

사회경제적지위

하층에서 중층 이상으로 전환아니요 867 84.2

예 163 15.8

중층 이상에서 하층으로 전환아니요 916 88.9

예 114 11.1

중층 이상 유지아니요 533 51.7

예 497 48.3

3.� 경제활동의�상태변화가�생활만족도에�미치는�영향

경제활동의 상태변화가 생활만족도에 미치는 영향을 확인하기 위해 회귀분석을 수행한 결과, <표

4>와 같이 나타났다. 분석결과, 다중공선성은 VIF가 1.7 미만으로 나타남에 따라, 모든 변수들은 다중공

선성의 문제가 없는 것을 알 수 있었다.

모델 1은 1차년도에 미취업상태에서 이후 상태가 변화되어 3차년도 현재 원직장 복귀가 된 경우로

서, 설명력(R²)은 16.5%이었으며, F값이 5.006(p<.001)로서 통계적으로 유의미하게 나타났다. 독립변

수인 ‘미취업에서 원직장 복귀’는 β값이 .127(p<.05)으로서 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있는 것으

로 나타났다. 따라서 장해를 가진 산재근로자의 미취업에서 원직장으로의 복귀는 그들의 생활만족도를

높이는 요인임을 확인하였다. 통제변수 중에서는 배우자와 동거할수록, 건강상태가 좋을수록 생활만족도

가 높게 나타났다.



모델 2는 1차년도에 미취업상태에서 이후 상태가 변화되어 3차년도 현재 재취업이 된 경우로서,

설명력(R²)은 17.0%이었으며, F값이 5.185(p<.001)로서 통계적으로 유의미하게 나타났다. 독립변수인

‘미취업에서 재취업으로 전환’은 β값이 -.132(p<.05)로서 생활만족도에 부적(-)인 영향이 있는 것으로

나타났다. 따라서 장해를 가진 산재근로자의 미취업에서 재취업으로의 전환은 그들의 생활만족도를 오

히려 낮추는 요인임을 확인하였다. 통제변수는 모델 1과 같이 배우자와 동거할수록, 건강상태가 좋을수

록 생활만족도가 높게 나타났다.

모델 3은 1차년도에 원직장 복귀상태였던 근로자가 이후 상태가 변화되어 3차년도 현재 재취업이

된 경우로서, 설명력(R²)은 16.2%이었으며, F값이 4.897(p<.001)으로서 통계적으로 유의미하게 나타났

다. 독립변수인 ‘원직장 복귀에서 재취업으로의 전환’은 β값이 .094(p>.05)로서 생활만족도에 영향이

없는 것으로 나타났다. 통제변수는 모델 1과 같이 배우자와 동거할수록, 건강상태가 좋을수록 생활만족

도가 높게 나타났다.

<표� 4> 경제활동의�상태변화와�생활만족도�간의�관계(단위: %)

변수명모델 1 모델 2 모델 3

β t β t β t성별 -.023 -.386 -.035 -.594 -.035 -.578연령 .025 .308 .047 .587 .053 .651

최종학력 .103 1.416 .098 1.340 .107 1.459장해등급 .007 .111 -.009 -.134 -.008 -.116

재활서비스이용여부 -.013 -.209 .002 .038 -.008 -.122배우자동거 .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 .026종교보유유무 .113 1.833 .110 1.803 .106 1.724

미취업에서원직장복귀전환 .127 2.005*미취업에서재취업으로전환 -.132 -2.193*원직장복귀에서재취업전환 .094 1.543

R²Adj R²

F

.165

.1325.006***

.170

.1375.185***

.162

.1294.897***

* p<.05, ** p<.01 ***p< .001

4.� 사회경제적�지위의�상태변화가�생활만족도에�미치는�영향

사회경제적 지위의 상태변화가 생활만족도에 미치는 영향을 확인하기 위해 회귀분석을 수행한 결

과, <표 5>와 같이 나타났다. 분석결과, 다중공선성은 VIF가 1.7 미만으로 나타남에 따라, 모든 변수들

은 다중공선성의 문제가 없는 것을 알 수 있었다.

모델 1은 1차년도에 사회경제적 지위가 하층 상태에서 이후 상태가 변화되어 3차년도 현재 중층

이상으로 변화된 경우로서, 설명력(R²)은 13.3%이었으며, F값이 15.598(p<.001)으로서 통계적으로 유

의미하게 나타났다. 독립변수인 ‘하층에서 중층 이상으로 전환’은 β값이 .042(p>.05)로서 생활만족도에

영향이 없는 것으로 나타났다. 따라서 장해를 가진 산재근로자의 하층에서 중층 이상으로 전환된 경우

는 그들의 생활만족도에 영향이 없는 것을 확인하였다. 통제변수 중에서는 최종학력이 높을수록, 배우자

와 동거할수록, 건강상태가 좋을수록, 종교가 있을수록 생활만족도가 높게 나타났다.


184

<표� 5> 사회경제적�지위의�상태변화와�생활만족도�간의�관계(단위: %)

변수명모델 1 모델 2 모델 3

β t β t β t

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**

하층에서 중층 이상으로 전환 .042 1.420

중층이상에서 하층으로 전환 -.078 -2.671**

중층이상 유지 .255 8.531***

R²Adj R²

F

.133

.12415.598***

.137

.12916.187***

.189

.18123.742***

* p<.05, ** p<.01 ***p< .001

모델 2는 1차년도에 사회경제적 지위가 중층 이상에서 이후 상태가 변화되어 3차년도 현재 하층으

로 변화된 경우로서, 설명력(R²)은 13.7%이었으며, F값이 16.187(p<.001)으로서 통계적으로 유의미하

게 나타났다. 독립변수인 ‘중층 이상에서 하층으로의 전환’은 β값이 -.078(p<.01)으로서 생활만족도에

부적(-)인 영향이 있는 것으로 나타났다. 따라서 장해를 가진 산재근로자의 중층 이상에서 하층으로 전

환된 경우는 그들의 생활만족도에 부정적인 영향을 미치는 것을 확인하였다. 통제변수는 모델 1과 동일

하게 최종학력이 높을수록, 배우자와 동거할수록, 건강상태가 좋을수록, 종교가 있을수록 생활만족도가

높게 나타났다.

모델 3은 1차년도에 사회경제적 지위가 중층 이상에서 이후 상태변화 없이 3차년도 현재 중층 이

상을 유지하는 경우로서, 설명력(R²)은 18.9%이었으며, F값이 23.742(p<.001)로서 통계적으로 유의미

하게 나타났다. 독립변수인 ‘중층 이상 유지’는 β값이 .082(p<.01)로서 생활만족도에 정적(+)인 영향이

있는 것으로 나타났다. 따라서 장해를 가진 산재근로자의 중층 이상을 지속적으로 유지하는 경우는 그

들의 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것을 확인하였다. 통제변수는 모델 1 및 모델2에 비해 장애

등급이 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있는 요인으로 추가되었다.




장해를 가진 산재근로자의 경제활동은 개인에게는 산재 이전의 안정된 생활로 돌아갈 수 있게 할

수 있으며, 사업주에게는 부족한 노동력을 보전 받을 수 있다는 점과 사회적 책임을 다 할 수 있게 한

다는 측면에서 매우 중요하다. 또한 이들 산재근로자의 산재 이후 안정적인 사회경제적 지위의 확보 또

한 생활에서의 안정적인 측면에서 매우 중요한 사안이다. 하지만 이런 장해를 가진 산재근로자의 사회

경제적 지위와 경제활동이 산재 이전의 상태로 되돌아 갈 가능성은 매우 낮으며, 이로 인해 그들의 생

활에서의 만족감은 낮을 것으로 예상된다. 특히, 국내의 산재근로자를 위한 원직장 복귀는 원직장 복귀

를 의무제도로 이행하고 있는 선진국가들에 비해 활발히 운영되지 못하고 있는 실정이다(근로복지공단,

2015). 이와 같이 산재요양자들의 경제활동 재개와 안정된 사회경제적 지위에 대한 관심이 높아지고 있

지만, 장해를 입은 산재근로자의 경제활동 및 사회경제적 지위와 생활만족도 간의 관계에서 그들의 생

활만족도에 영향을 미치는 요인을 상태의 변화에 따라 살펴본 연구는 부족한 실정이다.

이에 본 연구는 장해를 가진 현재 취업상태에 있는 산재근로자 1,030명을 대상으로 그들의 경제활

동과 사회경제적 지위의 상태변화에 따라 생활만족도가 어떻게 달라지는 지를 실증적으로 확임해봄으로

써, 그들의 생활만족도를 향상시키기 위한 몇 가지 방안을 모색하고자 하였다. 이를 위해 본 연구에서는

독립변수로서 경제활동의 상태변화와 사회경제적 지위의 상태변화를 설정하고, 종속변수로서 생활만족

도를 설정하여, 이들 간 기술통계분석과 회귀분석을 수행하였으며, 다음과 같은 결과를 도출하였다.

첫째, 생활만족도의 하위변수들에 대한 기술통계를 수행해 본 결과, 가족관계에 대한 만족도가 가

장 높게 나타났으며, 사회적 관계, 그리고 친인척 관계에 대해서는 만족하고 있는 반면, 가족의 수입과

여가생활의 만족도는 상대적으로 낮은 것으로 나타났다. 가족관계에 대한 만족도가 다른 만족도에 비해

가장 높게 나타난 본 연구결과는 산재로 인해 산재근로자들이 그들의 가족에게 죄책감을 갖는 경우가

있을 수도 있겠지만, 그들의 생활에서 가장 중요한 것은 가족이라는 점을 강조하는 결과이다. 따라서 장

해로 인하여 신체적, 정신적, 경제적으로 어려운 재활시기 동안, 산재근로자의 가족을 대상으로 유대감

을 강화시킬 수 있는 다양한 프로그램의 개발이 필요함을 제언한다. 이를 통해 산재근로자는 행복한 생

활을 유지하고, 가족을 향한 죄책감에서 벗어날 수 있도록 도와줄 필요가 있다. 또한 사회적 관계에 대

한 만족도가 다음으로 높게 나온 결과를 통해 가족 뿐 아니라 그들의 사회적 관계를 활성화시킬 수 있

는 방안을 마련하는 것도 중요함을 알 수 있다. 이에 그들과 비슷한 처지에 있는 산재근로자 간 자조모

임을 구성하여 그들 간에 서로 방문하거나 모임을 주기적으로 가져서 지속적인 관계를 유지할 수 있도

록 지역사회 차원에서의 지원이 필요함을 제언한다.

둘째, 미취업에서 원직장 복귀로 전환된 경우만이 생활만족도를 향상시키는 요인으로 나타났다. 미

취업에서 재취업으로 전환된 경우는 오히려 생활만족도를 낮추는 것으로 나타났으며, 원직장 복귀에서

재취업으로 전환된 경우는 생활만족도에 영향을 미치지 않았다. 이와 같은 연구결과는 안정적인 직업을

갖는 것이 산재근로자의 생활만족도에 긍정적인 영향을 미친다는 대부분의 선행연구를 통해서도 예측할

수 있는 결과라고 여겨진다. 특히 산재근로자의 직업 복귀율이 2011년 기준으로 70.4% 수준이데 반해

원직장 복귀율이 이것의 절반밖에 되지 않는다는 근로복지공단(2015)와 같이 우리사회의 산재근로자에

대한 원직복귀제도는 이를 준수하고 있는 선진국에 비해 낮은 수준에 있다. 본 연구결과에서 미취업에

서 원직장 복귀로 전환된 경우는 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있는 반면, 미취업에서 재취업으로 전

환한 경우는 생활만족도에 부적(-)인 영향이 나타난 것은 원직장 복귀를 한 산재근로자들의 처우가 그


186

리 좋지 않은 것이 현실이지만, 재취업의 경우에는 이런 불합리한 대우가 더욱 심하다고 보고한 이상진

(2010)의 연구, 산재근로자의 경제활동 재개 중 최상의 복귀형태는 원직장 복귀라고 한 원종욱(2002),

재취업한 산재근로자가 원직장에 복귀한 산재근로자에 비해 부정적인 심리적 현상을 보인다는 박수경

(2013)의 연구와도 맥락을 같이 한다. 이는 산재근로자의 경우에 단순히 경제활동의 재개여부도 중요하

지만, 이전과 유사한 정도의 안정적인 수준의 복귀도 매우 중요함을 의미한다고 볼 수 있는 결과이다.

이에 장해를 입은 산재장애인이 자신의 조건에 적합한 업무로 복귀하지 못했을 때는 생활에서의

만족이 어렵기 때문에 이를 지원하는 노력이 필요하다. 사실, 우리나라에서 산업재해로 인해 장해가 발

생하게 되면, 대부분의 경우 치료종결 이전에 원 직장복귀를 포기하는 경우가 많으며, 복귀 이후에도 취

업을 유지하는 기간이 짧다(고용노동부, 2012). 이는 장해가 있는 산재근로자들은 현실적으로 직장에서

의 업무수행이 어려울 것이라고 믿는 경향과 장해를 가진 산재근로자를 위한 직장적응 지원프로그램이

거의 제공되지 않기 때문으로 보여진다. 따라서 장해를 입은 산재근로자의 생활만족도를 높이기 위해서

는 지역사회와 정부 차원에서 원직장 복귀를 활성화 할 수 있도록 산재보험제도의 제도적 지원이 요구

된다. 또한 기업에서는 직업에 복귀한 장해를 입은 산재근로자의 장해정도를 고려한 업무조정, 작업환경

의 개선, 재활보조기구 등의 지원, 사업주와 직장동료의 인식 개선이 요구된다. 이와 함께 장해를 가진

산재근로자의 고용의 안정성을 높일 수 있는 정책적 방안이 요구되며, 나아가서는 그들 개인들의 발전

가능성을 제시할 수 있는 직장 내 환경 개선 등에 대한 노력이 기업은 물론 지역사회와 정부 차원에서

도 요구된다.

셋째, 미취업에서 재취업을 했는데도 불구하고 그들의 생활에서의 불만족이 나타난다는 본 연구결

과는 현재 공단에서 희망찾기, 희망키움, 사회적응프로그램 등을 제공하고는 있지만, 이들 프로그램들이

삶의 질 관점보다는 심리적 안정이나 장애수용, 자존감 향상을 위한 것이 대부분이며, 이 또한 장애인을

위한 것으로서, 직장에 복귀한 산재근로자들에게는 제공되고 있지 않은 것과도 연관될 것으로 보여진다.

따라서 장해를 입은 산재근로자의 심리적 문제에 전문적으로 개입할 수 있는 프로그램의 개발이 요구된

다. 예를 들어, 원직장 복귀가 어려워 타 직장으로 재취업을 준비하는 산재장애인을 대상으로 제공되는

직업훈련비와 훈련수당 등에 추가하여 취업 이후 원활하게 직장에 적응할 수 있도록 삶의 질을 포함한

정신건강에 연관된 지원서비스와 심리사회적 지원서비스를 제공한다면, 그들의 고용유지에 더 좋은 영

향을 미칠 수 있을 것으로 여겨진다.

넷째, 사회경제적 지위는 중층 이상을 지속적으로 유지한 경우만이 생활만족도를 향상시키는 요인

으로 나타난 반면, 중층 이상에서 하층으로 전환된 경우는 생활만족도를 낮추는 결과를 보였으며, 하층

에서 중층 이상으로 전환된 경우는 생활만족도에 영향이 없게 나타났다. 이와 같은 연구결과는 사회경

제적 지위가 높을수록 생활에서의 만족도가 높다는 대부분의 연구를 통해서도 추측할 수 있는 결과였

다. 또한 사회경제적 지위가 낮다는 것은 경제적으로 취약하다는 것을 의미한다. 선행연구를 통해서 장

해를 입은 산재근로자의 경우 원직장 복귀율은 낮고 재취업의 비율이 높은 것을 확인하였다. 또한 석홍

덕 외(2016)는 산재근로자의 경우, 사회경제적 지위가 하층 집단의 경우 중층 이상에 비해 필요의료 불

충족 수준이 높게 나타남에 따라 건강의 비형평성이 나타난다고 하였다. 이와 같이 산재이후 취업한 산

재근로자들은 경제력과 건강 등에 취약한 집단이다. 따라서 이들 집단들의 사회경제적 지위를 높이기

위한 제언으로는 일차적으로 취약한 경제력과 건강이라는 이중적인 특성을 이해하고, 이를 해결하기 위

한 방안이 요구된다. 또한 이러한 이들 집단의 특성으로 인해 산재근로자들은 가족에게 의존하는 경향

이 생길 수 있으며, 이로 인해 가족과의 관계가 악화될 수 있다는 전제가 필요하며, 이에 빈곤 가정을

위한 대표적인 공공부조인 국민기초생활보장제도의 자격요건을 적절히 조정하여, 열악한 경제수준 상태



참고문헌

권오형, 2015, “장애인 임금 근로자의 주관적 사회경제적 지위가일상생활 만족도에 미치는 영향:

자아존중감의 매개효과와 정규직여부의 조절효과분석 중심으로”, 『장애와 고용』, 25(4), 297-319.

고용노동부, 2012, 제3차 산재보험 재활사업 중기발전계획(2012-2014년).

고용노동부, 2015a, 산업재해현황, e-나라지표.

고용노동부, 2015b, 산재보함안내.

고용노동부, 2012, 제3차 산재보험 재활사업 중기발전계획(2012년 ~ 2014년)』.

권택순, 2015, “산재근로자의 요양 종결 후 생활만족도에 영향을 미치는 요인”, 석사학위논문,

부산대학교.

근로복지공단, 2015, 제2차 산재보험패널조사 이용자안내서.

김근홍, 박영란, 이정규, 2005, “사회문제와 사회복지”, 경기:학현사.

김수인, 연규월, 하은희, 우행원, 김영철, 2001, “산업재해 환자의 삶의 질, 자살사고 및

우울증”,『신경정신의학』, 162, 416-424.

김수정, 이미, 2014, “산재보상서비스가 산재근로자의 삶의 질에 미치는 영향: 자기효능감의

매개효과를 중심으로”, 제1회 산재보험패널 학술대회 논문집, 제2주제 산재근로자의 삶의 질,

117-138.

김정연, 이은주, 하은희, 2001, “산업재해 환자들의 건강관련 삶의 질에 관한

에 있는 산재근로자들에게 추가적인 혜택이 돌아갈 수 있도록 하는 등의 보완이 필요할 것이다. 이와

함께 사회경제적 지위가 낮은 산재근로자들을 대상으로 그들의 삶의 질을 높이기 위한 단순한 경제적

지원 차원에서의 보조금 형태의 지원이 아닌 고용지원이나 취업훈련 등 소득과 연계되는 지원 정책 등

을 통해, 그들의 사회경제적 지위가 향상될 수 있는 다양한 방안을 모색할 필요가 있다.

본 연구는 이상과 같은 의의와 함의를 제공함에도 불구하고, 다음과 같은 연구한계가 있으며, 이에

후속연구에 대한 몇 가지 제언을 하였다. 첫째, 본 연구는 장해를 가진 산재근로자의 경제활동과 사회경

제적 지위의 상태변화에 따라 생활만족도가 어떻게 변화되는지를 종단적으로 살펴보았다. 하지만 산재

패널의 차수의 한계로 인해 그 변화정도를 일반화시키는데 주의를 요한다. 따라서 좀 더 차수가 진행되

었을 때 재분석을 수행하여, 그 결과와 비교하는 것도 의미가 있다고 사료된다. 둘째, 미취업에서 재취

업으로 전환된 경우에 산재근로자의 생활만족도가 낮게 나타난 본 연구결과에 대한 논의를 제시하였지

만, 그럼에도 불구하고 본 연구결과에 대한 일반화는 주의가 요구된다. 즉, 미취업한 상태보다 재취업상

태가 생활에서의 만족도가 더 낮다는 것은 많은 고민을 양산하기 때문이다. 예를 들어, 재취업한 산재근

로자의 적은 임금과 단순한 일자리 등을 예상할 수 있지만, 본 연구결과만으로는 이를 정확히 예측하기

어려우며, 이에 향후 산재근로자를 대상으로 원직장 복귀와 재취업을 주제로 한 추가적인 실증적 연구

가 진행되어 좀 더 명확한 결론을 도출하기를 기대한다.


188

연구”,『대한직업환경의학회지』, 13(2), 141-151.

김창엽, 김명희, 이태진, 손정인, 2015, “한국의 건강불평등:, 서울대학교출판문화원.

박기남, 2004, “삶의 만족도의 성별차이”, 『한국노년학』, 24(3), 13-29.

박수경, 2013, “직업에 복귀한 산재장애인의 우울감에 영향을 미치는 요인: 원 직장복귀자와 타

직장복귀자의 비교를 중심으로”, 『한국사회복지조사연구』, 37), 149-174.

박수경, 2014, “산업재해 환자의 개인적 특성과 우울간의 관계”, 『한국위기관리논집』, 10(2),

85-103.

박소연, 김진경, 2008, “SF-36을 이용한 산업재해 환자의 삶의 질 평가”,『대한작업치료학회지』,

16(2), 73-89.

석홍덕, 윤진하, 김지현, 김영광, 이완형, 노재훈, 원종욱, 2016, “산재 환자들의 주관적 사회

경제적 지위와 필요의료 미충족의 관련성”, 『대한직업환경의학회 학술대회 논문집』, 16(5),

111-113.

성정현, 이영미, 오상진, 2006, “장애여성과 비장애여성의 직무실태와 만족에 관한 연구-같은

사업장에 근무하는 여성들을 대상으로”, 『아시아여성연구』, 45(1), 101-140.

송진영, 2012, “장애인의 취업 상태가 생활만족도에 미치는 영향에 관한 종단연구: 성별과

장애정도를 중심으로”, 『직업재활연구』, 22(3), 23-47.

송진영, 2016, “산업재해요양 이후 원직장복귀자의 자아존중감과 자기효능감이 생활만족도에

미치는 영향”, 『장애와 고용』, 26(3), 65-94.

신승배, 2009, “장애인의 사회경제적 지위가 생활만족에 미치는 영향”, 장애인고용패널학술대회

논문집, 한국장애인고용공단 고용개발원.

안성아, 염동문, 2016, “산업재해 근로자의 생활만족도에 미치는 영향 요인에 관한 연구”,

『재활복지공학회논문지』, 10(2), 119-126.

안준기, 오세미, 2015, “산재근로자의 경제활동 변동 및 자존감에 영향을 미치는 요인에 관한

연구”, 『사회보장연구』, 31, 109-135.

양재성, 오순복, 임성수, 2012, “산재근로자 직업복귀 형태에 영향을 미치는 결정요인 분석

-요양종결 후 장해판정자를 중심으로-”,『사회보장연구』, 28(3), 153-176.

원종욱, 2002, “산재근로자의 직장 복귀”,『산업보건』, 169, 2-13.

이상진, 2010, “우리나라 산재장애인 직장복귀정책 강화방안”,『직업재활연구』, 20(3), 1-34.

이중섭, 2010, “장애노인의 생활만족에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”. 『노인복지연구』, 47,

187-211.

이지은, 2001, 산업재해장애인의 무력감에 영향을 미치는 요인에 관한연구:

근로복지공단안산재활훈련원을 중심으로, 석사 학위논문, 연세대학교.

전보영, 권순만, 조병희, 이태진, 2010, “산재장애인의 취업 및 생활만족도에 영향을 미치는 요인



-장애발생 후 직업복귀 상황을 중심으로”, 『사회보장연구』, 26(2), 199-222.

Campbell, A., Converse, P. E., & Rodgers, W. L., 1976, The quality of American life. New

York: Russell Sage Foundation.

Cvetkovski, R. S., Zachariae, R., Jensen, H., Olsen, J., Johansen, J. D., & Westman, A.,

Linton, S. J., Theorell, T., Ohrvik, J., Wahlen, P., & Leppert, J., 2006, “Quality of life and

maintenance of improvements after early multimodal rehabilitation: a 5-year follow-up”,

Disability & Rehabilitation, 28(7), 437-446.

Travers K. D. 1996, “The socialorganization of nutritionalin equities”, Soc Sci Med, 43(4),

543-553.

Viana, S. O., Sampaio, R. F., Mancini, M. C., Parreira, V. F., & Drummond, A. S., 2007,

“Life satisfaction of workers with work-related musculoskeletal disorders in Brazil: associations

with symptoms, functional limitation and coping”, Journal of occupational rehabilitation, 17(1),

33-46.

Westman, A., Linton, S. J., Theorell, T., Ohrvik, J., Wahlen, P., & Leppert, J., 2006, “Quality

of life and maintenance of improvements after early multimodal rehabilitation: a 5-year

follow-up”, Disability & Rehabilitation, 28(7), 437-446.


4-3.�종단연구를�통한�산재근로자의�직무만족,�일상생활만족,�자존감�영향 191

4-3

종단연구를 통한 산재근로자의 직무만족, 일상생활만족, 자존감

영향 : 2 Part Model을 이용한 산재보험의 종단적 영향 검정

심현진*

요� � 약

목적: 본� 연구는�산재로� 인한� 요양� 종결� 후� 원직장으로� 복귀� 근로자를�대상으로� 직무만족, 일상생활만족�및�자존감에�대한�종단적인�영향�및�변화를�알아보려한다. 또한�각�주요�변수에�대해�현재�산재보험에서�제공하는�서비스의�영향을�알아보려한다.

방법: 1, 2, 3차�자료를�모두�이용하여�해당�기간�동안�원직장에서�계속적으로�근무하는�대상자� 중� 결측이� 없는� 465명을� 최종� 연구대상으로� 설정하였다. 분석은� 2 part로� 진행하여� 먼저, 각� 변수간의� 인과관계를� 검증하기� 위하여� 자기회귀교차지연모형을� 실시하였으며, 이후� 주요� 변수에�대해�산재보험�프로그램의�종단적�영향을�분석하기�위하여�잠재성장모형을�이용하였다.

결과: 각� 요인은� 시간� 변화에� 따라� 점차� 정(+)의� 방향으로� 증가하였으며, 일상만족이� 직무만족에�선행하며, 직무만족은�자존감에�선행하는�경향을�보였다. 각�주요�변수�대해�요양�적절성이� 크게� 영향을� 미쳤으며, 직무만족에� 직무관련� 소견서와� 직업훈련이� 영향을� 미치는� 것으로� 나타났지만, 표본수의�한계로�확대함에는�한계가�있었다.

결론: 본�연구는�원직장�복귀�산재근로자의�종단적�변화를�살펴보고�프로그램의�효과를�검정하였다. 산재근로자는� 욕구이론의�기본적� 욕구가�붕괴된� 상태이므로� 신체·정서적�회복이� 가장�중요한� 부분이였으며, 이후� 생활영역에� 대한� 회복을� 도모하기� 위한� 방안이� 필요한� 것으로� 사료된다.

I. 서론

1.� 연구배경

우리나라는 산업화와 도시화로 1차 산업에서 급속도로 2차 산업으로의 발전으로 경제적 발전을 이

루어왔다(H. J. Shim & H. S. Rhee, 2016). 2, 3차 산업 발전은 국가의 경제적 부흥을 가져왔지만, 1

차 산업에 비해 높은 위험률은 산업과 관련한 사고(이하 산재)도 증가시켰다(K. D. Park, 2013). 최근

10년간 우리나라의 산업재해보상보험(이하 산재보험) 대상자 비율은 우리나라 근로자 수 대비 1% 내외

수준의 위험률을 보이고 있다1).**

* 고려대학교 일반대학원 보건과학과


192

이러한 측면과 산업 환경에 대한 인식이 달라짐에 따라 근로 환경 개선 및 국가적 중재가 필요성

이 증가하게 되어 1964년 우리나라사회보험 중 최초로 산재가 발생한 근로자 및 그 가족을 보호해 줄

수 있는 산재보험이 등장하게 되었다. 산재보험의 경우 재원을 사업주로부터 징수하지만 국가가 그 관

리를 한다는 것에 의의가 있다. 이는 산재의 발생이 사업주로부터 있지만 사업주로부터 미리 보험료를

징수하여 재원을 확보하고 발생 시 활용함으로서 법령에 따른 사업주의 책임을 면책하여 위험을 분산하

고 산재 대상자에게 급여를 제공함으로 재복귀를 도모하는 기능을 가진다(K. S. Han, 2008).

현재 공단에서 진행하고 있는 산재보험 서비스의 경우 크게 3 가지로 구분할 수 있다. 먼저 ‘요양

급여’는 산업재해로 인한 신체·정서적 상병에 대한 치료 및 재활의료 서비스를 제공하는 것을 의미한다

(H. G. Kim & H. K. Nam, 2009). 즉, 산재로 발생한 상해에 대하여 현물, 현금 급여를 실시하는 것

을 의미한다. 두 번째는 ‘보상서비스’이며, 이는 산재로 인한 노동력 상실로 지급받지 못한 급여에 대한

휴업급여 제공, 요양·재활에도 불구하고 잔존하는 장애에 대한 장애 급여와 산재 근로자의 사망에 대한

유족에 대한 보상 및 장의비를 포함하고 있다(S. R. Ma & M. K. Kim, 2008). 마지막으로 ‘재활서비

스’는 정서적 회복을 돕는 상담 및 심리재활 서비스를 제공하고 있으며, 신체적 회복을 돕는 의료재활,

합병증 예방관리를 실시하며, 근로자 및 사업주의 경제적 영역을 도와주기 위한 직업재활 및 직업복귀

지원 및 대부사업 등을 실시하고 있다(H. J. Shim & H. S. Rhee, 2016). 상기 나열한 사업을 통하여

궁극적으로 산재보험은 산재를 경험한 근로자에 대해 신체적. 정서적 회복을 도모하고 나아가 근로자의

근로능력을 최대한 회복 시켜 다시금 직업에 복귀시켜 사회의 일원 및 가족 단위에서 역할을 할 수 있

도록 하는데 그 의의가 있다. 즉, 산재보험은 개인적 단위에서는 산재라는 큰 이벤트를 경험한 개인의신

체적, 정서적 문제를 국가수준에서 중재하여 회복을 돕고 다시금 업무로 복귀시켜 경제적 측면 및 구성

원으로서의 역할 및 가정 내에서의 역할 회복, 더 나아가 각자의 위치에서의 만족까지 향상시키는 것을

의미한다고 할 수 있다.

개인적 측면에서 일반적으로 산재와 같은 큰 사고를 경험한 사람의 경우 개인의 만족도 및 자존감

이 낮은 것으로 나타나 삶에서 크게 영향을 미치고 있다(B. J. Warren, 1997; C. G. Mcknight, E. S.

Huebner, & S. Suldo, 2002). 이는 Maslow(1943)의 욕구이론을 적용하였을 때, 산재를 경험한 근로자

는 욕구 중 가장 낮은 단계인 생리 및 안전에 대한 욕구에 대해 위협을 느끼게 되므로, 개인, 가족 및

외부적 자원을 이용하여 다시 상위 욕구로 회복하고자 할 것이다(A. H. Maslow, 1943). 즉, 큰 이벤

트를 경험한 개인은 신체적, 정서적 회복을 통하여 산재 이전의 상태를 유지하며, 다시금 자신의 자리로

복귀하여 그 역할을 영위하는데 그 목표가 있을 것이다.

따라서 공단 및 산재보험의 경우 급여대상자에게 현물. 현금 급여 등의 서비스를 제공하여 이들의

요양 및 신체·정서적 회복 및 역할 회복도 중요하지만 시간에 따른 대상자의 변화에 대한 관심이 필요

하다. 또한 산재근로자에게 제공되고 있는 프로그램의 효과에 대한 검증이 필요할 것이다. 즉, 산재 후

근로자의 삶과 직무에 대한 변화 양상에 대한 연구 및 이들에게 산재보험이 미치는 영향에 대한 접근이

필요한 시점이라 사료된다.

1) Retrieved from http://kosis.kr/statisticsList/statisticsList_01List.jsp?vwcd=MT_ZTITLE&parentId=B#SubCont

(천명) 2006 2008 2010 2012 2014

총 근로인구 23,978 24,347 24,748 25,501 26,536

산재근로자 수 206 241 253 244 252

상대 % 0.86% 0.99% 1.02% 0.96% 0.95%



2.� 선행연구�고찰

선행연구를 검토하기 위하여 체계적 문헌고찰(Systematic review)를 실시하였으며, 국내 문헌을 검

토하기 위하여 KISS, DBPIA 데이터베이스를 선택하였다. 검색어로는 만족, 자존감(자아존중감 포함)의

키워드로 문헌을 검색하였다. 문헌검색은 2016년 7월 31일 기준으로 실시하였다. 선택기준으로는 자존

감과 직무만족, 생활만족과 관련한 선행연구 중 성인을 대상으로 진행된 연구만을 선정하였으며, 변수간

의 상관성 및 영향력에 대한 검토를 위하여 상관분석 및 회귀분석으로 가설검정을 진행한 연구를 선정

하였다. 또한 각 데이터베이스에서 검색된 문헌 중 중복된 문헌, 회색문헌(초록, 학술발표 등), 원문을

제공하지 않는 문헌을 제외하였으며, 위의 조건에 부합하는 문헌의 초록 및 전문을 바탕으로 연구에 중

점을 두지 않은 문헌을 제외하였다. 체계적 문헌고찰에 대한 흐름도는 다음과 같다.

<그림� 1> 체계적�문헌고찰�순서

각 데이터베스에서 검색된 문헌은 857개였으며, 이 중 중복된 54개의 문헌을 제외하였다. 위에 제

시한 제외 조건을 바탕으로 최종 35개의 문헌이 선정되었으며, hand searching을 통하여 1개의 문헌을

추가하여, 최종 36개의 문헌을 고찰하였다. 문헌고찰의 결과는 다음과 같다.


194

경로 저자(연도) 자료원연구

대상자 수결과 기타

자존감 →

직무만족

E. H. Lee et al.(2001)

설문지 248자존감과 직무만족 간에 통계적으로

유의한 정(+)의 관계가 있다.단면연구

조성연(2005)



김유경 등 (2007) 설문지 223자존감과 직무만족 간에 통계적으로


하순희 등 (2009) 설문지 1,284자존감과 직무만족 간에 통계적으로


여호근, 정호권(2009)

설문지 168자존감과 직무만족간에 통계적으로


이형룡 등 (2012)



김새롬, 조효연 (2012)



이상희, 이형룡 (2012)



김혜균, 박선희(2014)



유효현 (2015) 설문지 211자존감과 직무만족 간에 통계적으로


자존감→

생활만족

김정엽, 권복순 (2007)

설문지 222자존감은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

단면연구

권현수(2009)

한국복지패널 3,589자존감은 일상만족과 통계적으로

유의한 관계가 없었다.단면연구

박자경(2009)

설문지 257

자존감은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

추가적으로 자존감은 근로집단에서는 관련이 있었지만, 비근로집단에서는

유의한 관련성이 없었다.

단면연구

남행용 등(2009)


단면연구

이현심, 남희수(2010)


단면연구

권양순, 송정아(2010)


단면연구

윤명숙, 이묘숙(2011)


단면연구

장명숙, 박경숙(2012)


단면연구

임영진(2013)


단면연구

권연희(2013)


단면연구

<표� 1> 체계적�문헌고찰



경로 저자(연도) 자료원연구

대상자 수결과 기타

자존감→

생활만족

정재춘(2013)


단면연구

곽민주, 이희숙(2014)

한국복지패널 5,440자존감은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

단면연구

고민석, 김동주(2014)

장애인고용패널조사

1,623자존감은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

단면연구

임은의 등(2014)


단면연구

송진영(2014)

한국복지패널 1,136자존감은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

단면연구

남궁은하, 서호찬(2015)


단면연구

오명란, 김경신(2015)


단면연구

윤희정, 신자은(2015)


3,990자존감은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

단면연구

김은라 등(2015)


614자존감은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

단면연구

이희정 등(2016)


단면연구

이영리 등(2016)

한국복지패널 195

자존감은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다. 이때,

자존감은 일상만족의 초기치에만 영향을 미치는 것으로 나타났다.

종단연구

일상만족 → 자존감

최윤정(2006)

설문지 331일상만족은 자존감에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

단면연구

직무만족 → 자존감

김경미, 김창희(2003)

설문지 327Job satisfaction was positively and significantly related to self-esteem.

단면연구

1) 직무만족 → 일상만족

2) 자존감 → 직무만족

3) 자존감 → 일상만족

김동배 등(2013)

서울복지패널 354

1) 직무만족은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

2) 자존감은 직무만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

3) 자존감은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.

단면연구

염동문, 이성대(2014)


1,094

1) 직무만족은 일상만족에 통계적으로 유의한 정(+)의 관계가 있었다.



단면연구

1) 자존감 → 직무만족

2) 자존감 → 일상만족

심현진, 이현실(2016)

산재보험패널조사

327



단면연구


196

문헌 검토 결과 34개의 문헌(94.4%)에서 연구모형 상 자존감이 직무만족 또는 생활만족에 선행하

여 상관 및 영향을 주는 것으로 가설 및 검정이 진행되었다. 이때 자존감과 만족간에는 정(+)의 상관이

있는 것으로 나타났다. 반대로 단 2개의 문헌(5.6%)에서 직무만족 또는 생활만족이 자존감에 선행하여

관계가 있는 것으로 나타났다(K. M. Kim & C. H. Kim, 2003; Y. J. Choi, 2006). 이때도 통계적으로

유의미한 정(+)의 상관 및 영향이 있는 것으로 나타났다. 하지만 전체 36개 중 35개의 문헌이 단면연구

로 진행되었으며, 단 1개의 문헌만이 종단연구로 진행되어 변수 간 영향력에 대한 논의에는 한계가 있

으며, 종단연구로 진행된 1개의 문헌의 경우 자존감의 경우 생활만족에 정(+)의 영향을 미치는 것으로

나타났으며, 종단적 분석결과 자존감은 생활만족의 초기치에만 영향을 미치나 그 변화량에는 영향이 없

는 것으로 나타났다(Y. R. Lee, M. H. Shin, & S. H. Hong, 2016). 즉, 자존감이 높은 사람의 경우

생활만족의 초기치가 높게 나타나지만, 시간경과에 따른 생활만족의 변화에는 어떠한 영향도 나타내지

않는 것으로 나타났다.

데이터베이스 검색을 통한 선행문헌을 검토하였지만, 각 변수에 대한 영향을 검정하기에는 한계가

존재하였으며, 근로자를 대상으로 진행한 연구는 15편이며, 이중 산재근로자에 대한 연구는 단 1편으로

산재근로자의 특성을 반영한 결과를 도출하는데 한계가 있었으며, 이 연구 또한 단면연구로 진행되어

그 영향력을 검정에는 한계가 있었다. 뿐만 아니라 선행연구에서 만족과 자존감 간의 선행 및 영향에

대해 모호성이 존재하였다(H. J. Shim & H. S. Rhee, 2016).

3.� 연구목적

본 연구의 목적은 산재보험 서비스 요양 종결 후 원직장으로 복귀한 근로자를 대상으로 직무만족,

일상생활만족 및 자존감에 대한 종단적인 영향 및 변화를 알아보려한다. 또한 각 주요 변수에 대해 현재

산재보험에서 제공하는 서비스의 영향을 알아보려한다. 구체적인 연구목적은 다음과 같다.

첫째, 산재 서비스 요양 종결 후 원직장에 복귀한 근로자의 직무만족, 일상생활만족 및 자존감의

자기회귀적 영향을 알아보려한다. 둘째, 산재서비스 요양 종결 후 원직장에 복귀한 근로자의 직무만족,

일상생활만족 및 자존감의 교차지연효과를 알아보려한다. 셋째, 자기회귀교차지연모형 검증을 통하여 나

타는 주요 변수에 대해 요양기간 중 제공받은 산재보험 서비스의 영향을 검증하려한다.

이를 통하여 산재서비스 요양 종결자의 만족 및 자존감의 시간변화에 따른 추적을 통해 산재근로

자의 변화 특성 및 종단적 영향관계를 검증할 수 있을 것이다. 또한 현재 산재에서 제공하고 있는 서비

스의 효과를 검정하여 프로그램의 적절성 및 효과성을 일부 검정 할 수 있으리라 사료된다. 또한 이차

적으로 본 연구의 결과를 바탕으로 추후 산재보험의 정책 수립 및 운영 등의 기초적 자료로 활용할 수

있으리라 사료된다.



II. 연구방법

1.� 연구대상�및� 방법

본 연구는 산재패널 1~3차 연도 데이터를 사용한 종단연구이다. 산재패널은 산재를 경험한 대상자

가 이후의 경제활동 및 신체적, 정서적 변화와 환경적 변화 및 이에 대한 영향을 알아보기 위해 조사하

는 패널조사이다. 산재의 노출은 근로자에게 많은 변화를 야기하기에 연속적으로 변화에 대한 추적이

필요함에 따라 근로복지공단에서 2013년부터 5년간 조사 중이다. 산재패널의 설계는 2012년의 산재종

결자 89,921명을 전체집단으로 두고 이 중 소재지 미파악자, 외국인, 제주도 거주자를 제외한 82,493명

을 모집단으로 하여 6개의 층화변수를 통해 최종 2,000명을 표본으로 설정하여 진행 중이다. 조사시작

시점을 기준으로 원직장복귀자(695명, 34.8%), 재취업자(642명, 32.1%), 무급가족종사자(8 명, 0.4%),

실직자(145명, 7.3%), 비경제활동인구(443명, 22.2%)로 구성되어 있다. 현재 3차 연도 조사가 끝난 시

점에서의 85.2%의 표본 유지율을 유지하고 있다(J. H. Lee, S. B. Shin, & Y. S. Ji, 2016).

본 연구에서는 1, 2, 3차 자료를 모두 이용하였으며, 전제 대상 중 원직장에 복귀한 대상자 중 3년

간 복귀한 원직장에서 계속적으로 근무하는 대상자 중 응답항목에 결측이 없는 465명을 최종 연구대상

으로 설정하였다.

2.� 측정도구의�조작적�정의

본 연구에서 사용한 측정도구 및 조작적 정의는 다음과 같다.

만족이란, 개개인이 어떠한 상황 및 대상으로부터 얻는 즐거움의 정도로 정의된다(Stevens, 1991).

즉, 직무만족은 업무와 관련하여 느끼는 즐거움의 정도로 정의되며, 일상생활 만족은 일상생활에서 개인

이 느끼는 즐거움의 정도로 정의된다. 산재근로자의 경우 산재라는 큰 사건을 경험하여 직무 및 생활만

족이 낮은 것으로 나타나며, 그 사건의 크거나 사건 이후 그 후유증이 큰 경우 만족도가 낮아진다(J. H.

Lee, 2015). 본 연구에서는 만족을 직무만족과 일상생활만족으로 구분하였으며, 직무만족에 대한 척도는

원직장 복귀자만을 대상으로 측정된 5개의 문항을 사용하였으며, 구성문항은 ‘나는 현재 하고 있는 일에

만족한다’, ‘나는 현재 하고 있는 일을 열정적으로 한다’, ‘나는 현재 하고 있는 일을 즐겁게 한다’, ‘나

는 현재 하고 있는 일에 보람을 느끼면서 한다’, ‘별다른 문제가 없는 한 현재 하고 있는 일을 계속하고

싶다’로 구성되어 있다. 각 문항은 Likerts 5점 척도(1: 매우 그렇다 ~ 5: 전혀 그렇지 않다)로 구성되

어 역코딩을 실시하여, 점수가 높을수록 직무만족이 높다고 할 수 있다. 일상생활만족은 6개의 문항으

로 구성되어 있으며, 각 문항은 ‘가족의 수입’, ‘여가생활’, ‘주거환경’, ‘가족관계’, 사회적 친분’에 대한

만족으로 구성되어 있으며, Likerts 5점 척도(1:매우만족 ~ 5:매우불만족)로 구성되어있다. 본 문항은

역코딩을 실시하여, 점수가 높을수록 일상생활에 대한 만족이 높다고 할 수 있다.

자존감이란, 개인이 느끼는 자기 자신에 대한 능력 및 가치라고 정의된다(M. Rosenburg, 1965).

선행연구에서 자존감과 만족감 간에는 정(+)의 상관관계가 있는 것으로 나타나 자존감이 높은 경우 만

족이 높아지는 것으로 나타났다(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). 본 연구에서 연구대상자의 자존감을 측정하기 위하여

Rogenberg의 자존감 척도 10개의 문항을 사용하였다. 하지만 자존감 척도의 경우 긍정적 자존감과 부


198

정적 자존감이 혼재되어 있어 척도의 사용법에 따라 부정적 자존감 측정문항을 역코딩하였다. 따라서

자존감의 경우 점수가 높을수록 긍정적인 자존감이 높다고 할 수 있다.

산재프로그램 평가를 위하여 본 패널자료에서 제공하고 있는 프로그램을 평가하기 위하여 조사항

목 중 관련된 치료기간 적정성, 주치의 직업상담 경험 여부, 직업복귀 소견서 이용 여부, 재활서비스 인

지 여부(재활지원, 심리상담, 재활스포츠, 원직장복귀 지원, 직업훈련지원, 취업 알선, 창업지원, 융자사

업, 합병증 등 예방관리 진료), 직업훈련 경험여부를 선택하였다.

3.� 연구모형�및� 가설

선행연구의 고찰을 통해 알아본 결과 산재근로자의 만족과 자존감 사이 상관관계가 존재하는 것으

로 나타났다. 하지만, 이들 간의 종단적인 인과관계를 규명한 연구가 부족하였다. 따라서 본 연구는 각

요소에 대한 자귀회귀와 교차회귀에 대한 영향 검증을 통해 종단적인 영향에 대해 검정하려하며, 이에

본 연구모형, 연구문제 및 가설을 다음과 같이 설정하였다. 본 연구의 연구모형 및 가설은 다음과 같다.

<그림� 2> 연구�모형�

<연구문제 1> 직무만족, 일상생활만족, 자존감은 각각 다음 연도에 대해 자기회귀 효과가 존재하는가?

가설 1-1. 직무만족은 다음 연도의 직무만족에 영향을 미칠 것이다.

가설 1-2. 일상생활만족은 다음 연도의 일상생활만족에 영향을 미칠 것이다.

가설 1-3. 자존감은 다음 연도의 자존감에 영향을 미칠 것이다.

<연구문제 2> 직무만족, 일상생활만족, 자존감은 서로 다음 연도에 대해 교차지연효과가 존재하는가?

가설 2-1. 직무만족은 다음 연도의 일상생활만족에 영향을 미칠 것이다.

가설 2-2. 직무만족은 다음 연도의 자존감에 영향을 미칠 것이다.

가설 2-3. 일상생활만족은 다음 연도의 직무만족에 영향을 미칠 것이다.

가설 2-4. 일상생활만족은 다음 연도의 자존감에 영향을 미칠 것이다.

가설 2-5. 자존감은 다음 연도의 직무만족에 영향을 미칠 것이다.

가설 2-6. 자존감은 다음 연도의 일상생활만족에 영향을 미칠 것이다.

<연구문제 3> 산재보험프로그램 경험은 근로자의 중요요인에 종단적 영향을 미치는가?

가설 3-1. 산재보험프로그램 경험은 근로자의 중요요인에 영향을 미칠 것이다.



4.� 분석방법

연구문제를 검정하기 전 본 연구의 유의수준과 검정력을 유지할 수 있는 적정 연구대상자 수를 산

출하기 위해 G*Power 3.9.1을 통해 검정하였다. SPSS 21.0 Ver.을 통해 연구대상자의 인구사회학적 특

성을 알아보기 위하여 빈도분석을 실시하였으며, 측정변수에 대한 데이터 탐색 및 주성분법에 의한 요

인분석을 통해 확인적 요인분석을 실시하였다. 또한 측정변수의 신뢰도를 검정하기 위하여 Cronbach’s

α를 진행하였다. 연구 모형 및 가설을 검정을 위하여 AMOS 21.0 Ver.을 이용하여 자기회귀교차지연

모형을 이용하여 검정하였다. 자기회귀교차지연모형은 종단으로 구성된 자료를 바탕으로 각 변수간의

인과관계를 검증하는데 유용한 분석이다(F. Chen, K. A. Bollen, P. Paxton, P. J. Curran, & J. B.

Kirby, 2001). 본 분석 자료는 이전 시점(t-1)과 이후 시점(t)으로 구성되며, 같은 변수를 예측하는 자기

회귀 경로계수와 다른 변수를 예측하는 교차지연 경로계수로 구성된다. 또한 자기회귀교차지연모형으로

나타나는 주요 변수에 대해 산재보험 프로그램의 종단적 영향을 분석하기 위하여 잠재성장모형을 이용

하였다. 잠재성장모형은 시간에 따른 초기 값과 변화율의 선형식을 산출하여 향후 성장성을 예측할 수

있는 분석이다(J. H. Kim, M. K. Kim, & S. H. Hong, 2009; T. E. Duncan, S. C. Duncan, & L.

A. Strycker, 1999).

III. 연구결과

1.� 적정�연구대상자�수�산출

G*Power3.9.1을 사용하여 본 연구의 유의수준과 검정력을 유지할 수 있는 적정 연구 대상자의 수

를 산출하였다. 산출 기준 중 효과수준은 중간(f² = .15 [middle])수준, 유의수준(α = .05), 검정력(β

=.95)으로 설정하여 진행한 결과 최소 연구 대상자 수는 396명으로 나타났다(J. Cohen, 1992). 본 연구

의 최종연구대상자 수는 465명으로 본 연구를 진행함에 무리가 없는 것으로 나타났다.


본 연구 대상의 일반적 특성을 빈도분석으로 실시하였으며, 결과는 [표 2]와 같다.


200

(단위: %)

Frequency %

성별남 405 87.1여 60 12.9

거주지서울 53 11.4경기 / 인천 143 30.8경상도 175 49.0전주 44 9.5충청 41 8.8강원 9 1.9

교육수준초등학교↓ 50 10.8중학교 68 14.6고등학교 240 51.6대학 ↑ 107 23.0

연령대20대 ↓ 10 2.230대 74 15.940대 134 28.850대 179 38.560대 ↑ 68 14.6

산재 발생 원인사고 407 87.5질환 58 12.5

장애 유무있음 378 81.3없음 87 18.7

Frequency %

혼인경험있음 418 89.9없음 47 10.1

만성질환유무있음 87 18.7없음 378 81.3

종교 여부있음 126 27.1없읍 339 72.9

재활사업 정보제공 경험있음 225 48.4없음 240 51.6

직업상담 경험있음 150 22.3없음 315 67.7

치료적정 여부적정함 299 64.3부적정함 166 35,7

직업소견서 경험있음 64 13.8없음 401 86.2

직업훈련 경험있음 7 1.5없음 458 98.5총합 465 100.0

<표� 2> 연구대상자의�일반적�특성

성별의 경우 남성(405명, 87.1%)이 여성(60명, 12.9%)보다 많았으며, 거주지역은 경상도(175명,

49.0%)가 가장 많았으며, 경기/인천(143명, 30.8%), 서울(53명,11.4%) 순으로 나타났다. 교육수준은 고

졸(240명, 51.6%), 대졸 이상(107명,23.0%), 중졸(68명, 14.6%)순으로 나타났으며, 연령은 50대(179명,

38.5%)로 가장 많았으며, 40대(134명, 28.8%), 30대(74명, 15.9%) 순으로 나타났다. 산재발생 원인으로

는 사고(407명, 87.5%), 질병(58명, 12.5%)였으며, 장해 유무는 장해가 있는 사람(378명, 81.3%)이 없

는 사람(87명, 18.7%) 보다 많았다. 혼인 경험은 경험이 있는 사람(418명, 89.9%)로 나타났으며, 만성

질병은 없는 사람(378명, 81.3%)이 있는 사람(87명, 18.7%)에 비해 많았다. 종교여부는 종교가 없는 사

람(339명, 72.9%)이 있는 사람(126명,27.9%)에 비해 많았다. 산재프로그램과 관련하여 재활서비스 인지

여부는 알고 있는 사람(240명, 51.6%)이 그렇지 않은 사람(225명, 48.4%)에 비해 근소하게 많았으며,

직업상담은 받지 않은 사람(315명,67.7%)이 받은 사람(150명, 22.3%)에 비해 많았다. 요양적절성에 대

한 인지는 충분하다고 느낀 사람(299명, 64.3%)이 그렇지 않은 사람(166명, 35.7%)에 비해 많았다. 직

업소견서 발급 경험이 있는 사람과 직업훈련을 받은 사람은 각각 64명(13.8%), 7명(1.5%)로 그 비율이

다른 프로그램에 비해 상대적으로 낮았다.



3.� 측정도구의�타당도,� 신뢰도�검정�및�상관관계

측정도구의 타당도 및 신뢰도를 검정하기 위하여 확인적 요인분석과Cronbach’s α를 통해 검정하

였다. 요인분석, 신뢰도 분석 및 데이터 탐색에 대한 결과는 다음과 같다.

요인 M±SD KMOBartlett’s of sphericity

(df) Cronbach’s α 총 분산 % 왜도 첨도

1차 년도 J.S 3.68±.03 .896 1,801.477 (10) .923 76.814 -.002 .130

2차 년도 J.S 3.70±.03 .895 1,820.739 (10) .924 77.107 -.156 .263

3차 년도J.S 3.69±.03 .864 1,393.568 (10) .893 70.694 -.377 .911

1차 년도 D.L.S 3.41±.02 .689 751.778 (10) .825 75.098 .040 .278

2차 년도 D.L.S 3.43±.02 .731 696.152 (10) .814 74.051 -.330 -.361

3차 년도 D.L.S 3.44±.02 .728 750.236 (10) .829 74.784 -.150 -.660

1차 년도 S.E 3.25±.02 .765 1,211.039 (28) .821 62.167 -.433 -.378

2차 년도 S.E 3.31±.02 .774 1,228.752 (28) .837 61.851 -.526 -.299

3차 년도 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)

<표� 3> 확인적�요인분석(단위: %)

요인분석은 주성분법에 의한 직각회전(Varimax)을 사용하였다. 요인의 선택은 고유 값이 1 이상,

누적분산 60% 이상인 요인을 선택하였으며, 각 측정변수는 요인적재량이 .6이상, 교차요인적재량 .35이

하인 측정항목을 선택하였다. 각 요인에 대한 신뢰도 분석을 통하여 Cronbach’s α >.7 이상을 선택하

였다(J. C. Anderson & D. W. Gerbing, 1988; J. C. Numally, 1978).

분석결과 각 연도별 모든 요인에서 KMO, Bartlett’s 검정, 분산 및 Cronbach’s α가 높게 나타나

측정도구의 타당성 및 신뢰도가 확보된 것으로 확인되었다. 직무만족의 경우 1개의 요인으로 구성되었

으며, 구성된 측정문항을 항목묶음(Item Parceling)을 실시하였다. 일상생활만족의 경우 주거환경에 관한

문항이 요인적재량이 낮아 제거하였으며, 2개의 요인(경제적만족, 사회·정서적만족)으로 나타났으며, 2개

의 요인은 항목묶음을 실시하였다. 마지막으로 자존감의 경우 2개의 요인(긍정적 자존감, 부정적 자존

감)으로 나타났으며, 2개의 요인은 항목묶음을 실시하였다(D. L. Bandalos, 2002). 마지막으로 각 요인

에 대한 정규성 검정과 관련하여 잠재성장모형의 경우 정규성에 대한 가정을 가지고 있으므로 왜도와

첨도로 정규성을 검정한 결과 모두 θ>3 으로 나타나 정규성 가정을 만족하는 것으로 나타났다(J. P.

Woo, 2012).

요인분석과 항목묶음으로 구성된 각 연도별 요인에 대한 상관분석을 실시한 결과는 다음과 같다.


202

A B C D E F G H I

A. 1차 년도 J.S 1

B. 2차 년도 J.S .402 *** 1

C. 3차 년도J.S .333 *** .379 *** 1

D. 1차 년도 D.L.S .269 *** .276 *** .170 *** 1

E. 2차 년도 D.L.S .213 *** .320 *** ,268 *** .468 *** 1

F. 3차 년도 D.L.S .222 *** .260 *** .234 *** .268 *** .525 *** 1

G. 1차 년도 S.E .288 *** .154 *** .014 .270 *** .182 *** .094 * 1

H. 2차 년도 S.E .237 *** .247 *** .126 ** .145 ** ,204 *** .166 *** .470 *** 1

I.. 3차 년도 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

<표� 4> 변수간�상관관계

상관분석 결과 각 요인은 정(+)적인 통계적으로 유의한 상관관계를 보이고 있으며, 상관계수 상에

서 분석 진행에 문제될 부분은 없는 것으로 나타났다.

4.� 연구�모형�및�가설�검정

1)� 연구� 1.� 직무만족,� 일상생활만족,� 자존감의�자기회귀교차지연모형�검정

� � (1)� 자기회귀교차지연�모형의�동질성�검정

직무만족, 일상생활만족, 자존감의 종단적 인과관계를 자기회귀교차지연모형으로 검증하였다. 자기

회귀교차지연모형의 분석은 경로 동질성과 오차공분산동질성이 성립되어야하므로, 이를 검정하기위하여

13개의 경쟁모형을 설정하였으며, 그 내용과 결과는 다음과 같다(J. H. Kim et al., 2009).

Model 1: 어떠한 제약도 가하지 않은 비제약모형

Model 2: 직무만족의 자기회귀 계수 동일화 제약모형

Model 3: 일상생활만족의 자기회귀 계수 동일화 제약모형

Model 4: 자존감의 자기회귀 계수 동일화 제약모형

Model 5: 직무만족의 일상만족에 대한 교차지연계수 동일화 제약모형

Model 6: 직무만족의 자존감에 대한 교차지연계수 동일화 제약모형

Model 7: 일상만족의 직무만족에 대한 교차지연계수 동일화 제약모형

Model 8: 일상만족의 자존감에 대한 교차지연계수 동일화 제약모형

` Model 9: 자존감의 직무만족에 대한 교차지연계수 동일화 제약모형

Model 10: 자존감의 일상만족에 대한 교차지연계수 동일화 제약모형

Model 11: 직무만족과 일상만족 간의 오차 공분산 동일화 제약모형

Model 12: 직무만족과 자존감 간의 오차 공분산 동일화 제약모형

Model 13: 자존감과 일상만족 간의 오차 공분산 동일화 제약모형



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> 동질성�검정

본 연구는 연구대상자의 결측을 사전에 제거하고 연구를 진행하였기 때문에 적합도의 판단 및 해

의 추정을 위해 최대우도법(Maximum likelihood method, ML)을 이용하였다. 또한 자기회귀교차지연

모형은 모형평가를 위하여 모형적합도를 사용하여 모형을 평가한다. 모형적합도는 크게 절대적합지수와

상대적합지수로 구분이 되며, 본 연구에서는 CFI, TLI, RMSEA, χ² 로 검증하였다(G. S. Kim, 2010;

J. H. Kim et al., 2009). CFI, TLI의 경우 >.9 이상, RMSEA의 경우 <.08 이하인 경우 모형의 적합도

가 양호한 것으로 보고 있다. 본 연구에서 CFI, TLI, RMSEA를 선택한 이유는 본 지수가 표본크기에

대한 민감도가 낮으며, 적합도와 간명도를 고려할 수 있는 장점이 있기 때문이다(J. P. Woo, 2012). 또

한 χ²의 경우 경쟁 모형에 비해 △χ²의 변화가 통계적으로 유의하지 않으면 동질성을 유지한 것으

로 판단하였다(J. H. Kim et al., 2009). 하지만 χ²의 경우 표본 수에 민감하므로, 4개의 지수를 모두

고려하여 최적 모형을 선택하였다(G. S. Kim, 2010).

위 Model 1부터 13까지 순차적으로 최적의 모형을 선택하기 위하여 비교하였다. 비교는 이전 모

델과의 비교를 통하여 가장 적합한 모델을 검정하였으며, 그 결과 Model 7을 선택하였다. 이는 각 경

로에 대해 동일화 제약을 설정한 결과 각 모델에서 △χ²가 통계적으로 유의하게 나타났기 때문이다.

최종모형에서 CFI는 >.9 이상으로 나타났지만, TLI와 RMSEA가 수용할만한 수준으로 전체적인 모형적

합도를 수용할만한 수준으로 인정하였다.


204

(2) 연구가설�검정

최종 모형을 바탕으로 연구가설을 검정한 결과 및 통계적 모형은 다음과 같다.

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)

<표� 6> 자기회귀교차지연모형�가설검정

<그림� 3> 통계적�모형



3차 연도에 걸쳐 각 변수의 자기회귀 계수는 각각 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타

났다. 따라서 이전 시점의 직무만족, 일상생활만족, 자존감은 다음 시점의 직무만족, 일상생활만족, 자존

감을 각각 통계적으로 유의하게 정(+)의 영향을 예측하는 것으로 나타났다. 즉, 초기 직무에 만족하는

산재근로자는 시점이 계속적으로 증가함에 따라 계속적으로 높은 직무만족을 유지하는 것으로 나타났으

며, 일상생활만족이 높은 시점이 계속적으로 증가함에도 계속적으로 높은 일상생활만족을 유지하는 것

으로 나타났다. 자존감의 경우도 만족 요인들과 같이 초기에 높은 산재근로자가 지속적으로 높은 자존

감을 유지하는 것으로 나타났다.

다음으로 직무만족, 일상생활만족, 자존감 간의 상호 인과적인 방향성을 확인하기 위해 교차지연

효과를 검증하였다. 직무만족의 경우 이점 시점(t-1)이 이후 시점(t)의 일상생활만족 및 자존감에 통계

적으로 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 일상생활만족에 대한 경로계수는 β =.085 ~ .087,

C.R. =2.858, 자존감에 대한 경로계수는β = .069 ~ .071,C.R. =2.325으로 나타나, 즉 이전 시점에서

직무만족이 높은 산재근로자는 이후 시점에서 일상생활만족 및 자존감이 더 증가하는 것으로 나타났다.

일상생활의 경우 이전 시점(t-1)이 이후 시점(t)의 직무만족에 통계적으로 정(+)의 영향을 미치는 것으

로 나타났다. 각 경로에 대한경로계수는 β = .163 ~ .178, C.R. = 5.426으로 나타나, 즉 이전 시점에

서 일상생활만족이 높은 산재근로자는 이후 시점에서 직무만족이 더 증가하는 것으로 나타났다. 하지만

자존감에 대한 교차지연 효과는 1차 연도에서 2차 연도의 효과는 통계적으로 유의하지 않았지만 2차

연도에서 3차 연도의 교차지연 효과는 통계적으로 유의한 정(+)의 영향 나타났다. 경로에 대한 경로계

수는 β = .151, C.R. = 3.784로 나타나, 즉 2차 시점에서 일상생활만족이 높은 산재근로자는 3차 시

점에서 자존감이 더 증가하는 것으로 나타났다. 자존감의 경우 이점시점(t-1)이 이후 시점(t)의 직무만

족 및 일상생활만족에 통계적으로 유의한 영향이 없는 것으로 나타났다.

검정결과 직무만족과 일상생활만족이 상호간 교차지연효과가 있는 것으로 나타났다. 하지만 그 영

향력의 정도가 직무만족이 일상생활만족으로 가는 경로(β = .178 ~ .182, C.R. = 5.569)가 일상생활

만족이 직무만족으로 가는 경로(β = .174 ~ .186, C.R. = 5.776)보다 작게 나타났다. 따라서 1~3차

연도에 걸친 직무만족과 일상생활만족에 대한 교차지연효과검정 결과 전체적인 양상이 일상생활만족이

선행하여 직무만족에 영향을 주는 것으로 나타났다. 하지만 반대로 자존감에 대해서는 직무만족이 일상

생활에 비해 선행적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.

2)� 연구� 2.� 산재프로그램�경험과�직무만족�및� 일상생활만족의�영향관계�검정

자기회귀교차지연 모형 검정으로 직무만족 및 일상생활만족이 각각 선행하여 자존감 및 직무만족

에 종단적 영향을 주는 것으로 나타났다. 따라서 각각의 만족도가 중요함에 따라 각 만족에 대한 산재

프로그램의 영향을 잠재성장모형으로 검정하였다.

� � (1)� 요인별�시간�추이에�따른�변화�및�분석모형�선정

본 연구에서 직무만족과 일상생활만족에 대하여 시간의 흐름에 따른 변화를 탐색하였다. 각 시점의

측정 변인에 대해 평균값을 산출하였다. 각 시점에 대한 평균 값 및 그래프로 나타내었다.


206

요인 M±SD

1차 년도 직무만족 3.68±.03

2차 년도 직무만족 3.70±.03

3차 년도 직무만족 3.69±.03

1차 년도 일상생활만족 3.41±.02



<표� 7> 연도별�만족도

<그림� 4> 연도별�만족도

각 요인을 잠재성장모형으로 적용하기 전 각 요인에 대한 적절한 변화 함수를 선택하였다. 잠재성

장모형은 각 시점의 변화에 따라 무변화모형, 선형변화모형, 다차함수모형으로 선택할 수 있다(J. H.

Kim et al., 2009). 두 변인에 대해 살펴본 결과 그 변화량이 의미있게 증가하는 경향을 보이지 않았으

며, 매 시점에서 보이는 변화는 무선오차(random error)로 간주하였다(S. J. Lee, S. H. Hong, & J. K.

Park, 2005). 각 요인에 대하여 무변화모형, 선형변화모형으로 설정하여 각각의 적합도와 결과를 비교하

였다. 다차변화모형의 경우 4개 이상의 시점에서 조사된 자료가 있어야 적용가능하므로 본 연구에서는

제외시켰다. 각 요인별 두 모형에 대한 모형적합도를 표 7에 제시하였다.

모형 χ² df CFI TLI RMSEA초기치 기울기

평균 분산 평균 분산

직무만족

무변화모형 10.741*** 4 .961 .971 .060 3.690*** .139***

선형변화모형 3.694*** 2 .990 .985 .043 3.688*** .189*** .002 .008

일상생활만족

무변화모형 16.396** 4 .955 .966 .082 3.425*** .090***

선형변화모형 7.160* 2 .981 .972 .075 3.410*** .015 .113*** .015**

*<.05 **<.01 ***<.001

<표� 8> 모델�적합도�및� 모형�선택



모형 적합도 검증결과 두 요인 모두 선형변화모형의 적합도가 만족할 수준으로 나타나 직무만족과

일상생활만족은 시간의 경과에 따라 통계적으로 유의하게 변화하는 것으로 나타났다. 직무만족의 경우

변화율은 통계적으로 유의하지 않았으며, 초기치에서만 평균과 분산이 통계적으로 유의성이 있었으므로,

직무만족의 초기치에만 개인의 차이가 존재하는 것으로 나타났다. 일상생활만족의 경우 시간의 경과에

따라 통계적으로 유의하게 변화하는 것으로 나타났다. 또한 변화율의 분산만이 통계적으로 유의하였으

므로 변화율에는 개인의 차이가 존재하는 것으로 나타났다.

잠재성장모형을 적용한 각 요인의 초기치와 변화율에 대한 산재프로그램의 영향에 대한 결과를 다

음의 표 8로 나타내었다.

경로직무만족 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, 치료기간의 적정성), J.O.D(Job Opinion Document, 직업소견서), J.T(Job Training, 직업훈련)*<.05 **<.01 ***<.001

<표� 9> 만족도에�대한�산재프로그램의�영향�분석

먼저 직무만족의 경우 치료기간의 적정성이 직무만족 초기치에 정(+)의 영향(β=.197)을 미치는 것

으로 나타났다. 또한 변화율에 대해서 직업복귀 소견서는 통계적으로 유의한 부(-)의 영향을, 직업훈련

경험은 정(+)의 영향을 나타내는 것으로 나타났다. 즉, 치료기간이 적정하게 진행된 산재근로자의 경우

직업복귀 시 직무만족이 높은 것으로 나타났으며, 직업훈련을 경험 할수록 직무만족의 변화율이 증가하

는 것으로 나타났다. 하지만, 직업 복귀 소견서경험이 있는 근로자의 경우 그 변화율이 낮아지는 것으로

나타났다.

일상생활 만족의 경우 치료기간의 적정성이 일상생활만족 초기치와 변화율에 정(+)의 영향을 미치

는 것으로 나타났다. 즉, 치료기간이 적정하게 진행된 산재근로자의 경우 일상생활로 복귀한 경우 그 만

족도가 높았으며, 시간이 흐름에 따라 그 만족도가 증가하는 것으로 나타났다.


208

IV. 논의

본 연구는 산재보험패널 1~3 Wave를 이용하여 산재근로자의 직무만족, 일상생활만족 및 자존감

의 종단적 관계를 알아보고, 이와 관련하여 주요 변수로 나타난 직무만족 및 일상생활만족에 대하여 요

양기간 동안 경험한 산재프로그램의 종단적 영향까지 검정하였다. 산재보험은 생애주기에서 예상치 못

한 산재라는 큰 사건으로 인한 사회경제적 손실 및 개인 생활 상실 등에서부터 이를 회복시키는 중요한

역할을 하고 있다(H. J. Shim & H. S. Rhee, 2016). 따라서 산재로 인한 요양 이후에 산재 근로자의

생활에 대한 변화 추적 및 현재 제공 되고 있는 산재 프로그램의 효과 검정이 필요하리라 사료된다.

본 연구결과 중 먼저 자귀회귀교차지연 모형 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 이전 시점의 직

무만족, 일상생활만족, 자존감은 각각 다음 시점의 자기에 대해 정(+)의 영향을 미치고 있었다. 이는 요

양 후 원직장에 복귀한 근로자가 자신의 직장, 일상 및 정서적으로 안정을 회복하는 것으로 해석할 수

있다(A. H. Maslow, 1943). 이는 요양 중에 신체·정서적 문제가 일차적으로 종결되고 이후 원직장에

복귀하면서 자신의 역할 회복 및 경제적·정서적 안정을 영위하고 있다고 해석가능 할 것이다. 이는 산재

보험이 궁극적으로 추구하는 산재근로자의 재활, 사회복귀 및 근로능력 보전 측면에서 그 목적에 부합

하게 역할을 하고 있다고 사료된다.

둘째, 직무만족과 일상생활만족간의 교차지연효과의 경우 이전 연도의 일상생활만족과 직무만족은

상호간 다음 연도에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 이 중 일상생활만족이 직무만족에 비해

선행하여 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉, 산재근로자의 일상에 대한 회복이 먼저 이루어져야 이후 직

무만족에도 영향을 미친다는 것이다. 이는 Maslow(1943)의 기본욕구와 관련하여 산재로 인하여 욕구의

균형이 깨진 상황에서 욕구를 충족해 나가는 면에서 그 의미가 상통한다고 할 수 있다(A. H. Maslow,

1943). 뿐만 아니라 연구대상자의 분포 중 남성이 여성에 비해 6배 정도 많은 점을 비추었을때 산재로

인한 요양기간 동안의 가장이라는 역할에 대한 부재는 큰 부담으로 나타날 것이며, 요양이 종결됨에 따

라 그 역할에 대한 회복에 대한 결과로 해석 될 수 있다(H. J. Cho & H. J. Bang, 1998; I. H.

Hahm, 2012). 또한 경제적 측면에서산재로 인한 보상으로 휴업급여를 제공함에도 불구하고 경제적 문

제를 직장으로 복귀함으로서 회복되는 것으로 해석 할 수 있을 것이다(J. H. Kim, Y. S. Kim, & H.

W. Kim, 2014; S. J. Lee, 2011).

셋째, 직무만족과 자존감의 교차지연효과는 이전의 직무만족이 이후 자존감에 정(+)에 영향을 미치

는 것으로 나타났지만 반대 경로에 대해선 통계적으로 유의한 영향이 없었다. 즉, 산재 경험 근로자는

직무에 복귀 이후 직무 적응 이후 자존감이 회복되는 것으로 해석된다. 이는 선행연구와 비교했을 때

김경미와 김창희(2003), 임정연과 이영민(2016)의 연구와 유사한 결과를 보였다(J. Y. Lim & Y. M.

Lee, 2016; K. M. Kim & C. H. Kim, 2003). 하지만, 대부분의 연구가 단면적 연구로 이루어짐에 따

라 영향관계로 해석하는 것에는 한계가 있으며, 종단연구로 이루어진 이영리 등(2016)의 연구와 비교했

을 때, 반대적인 결과를 보였다(Y. R. Lee et al., 2016). 이는 복지패널의 경우 우리나라 경제활동에 초

점을 맞추어 일반가구와 저소득가구를 구분하여 진행하는 연구로서 본 산재패널의 대상자에 비해 건강

근로자 효과(Healthy worker effects)가 존재할 가능성이 높으며, 특히 산재의 경우 갑자기 발생한 사고

로 인하여 신체 및 정서적 손상으로 인하여 그 대상자의 특성에 차이가 존재함에 따라 그 결과가 상이

할 것으로 사료된다(A. J. McMichael, 1976; B. Y. Jeon, S. M. Kwon, B. H. Cho, & T. J. Lee,

2010). 즉, 산재근로자의 경우 자신의 사회·경제적 역할이 회복된 이후 자존감이 회복되는 것으로 나타

났다.



넷째, 2차 연도에서 3차 연도로 시점이 변화함에 따라 일상생활만족이 자존감으로 영향이 생겨났

다. 이는 일연생활과 직무에 대해 직접효과와 간접효과를 보이고 있으며, 두 요인 즉, 기본 욕구에 대한

회복 및 적응 이후 정서적 회복이 이루어지는 것으로 보인다(A. H. Maslow, 1943). 본 연구결과에 대

하여 선행연구가 부재하여 본 연구에 대한 세부적인 연구가 필요하리라 사료된다.

다시한번 자기회기교차지연모형에 대한 결과를 Maslow(1943)의 욕구이론을 기초로 요약하자면, 산

재로 인한 욕구의 균형 파괴는 요양기간 동안에 생리적 욕구가 충족이 되며, 요양이 종결되고 일상과

직무에 복귀함에 따라 안전의 욕구가 회복되며, 이후 정서적 욕구가 회복되는 것으로 나타났다(A. H.

Maslow, 1943).

다음으로 자기회귀교차지연모형의 결과로 나타난 중요 요인인 직무만족과 일상생활만족에 대한 산

재프로그램의 종단적 영향에 대한 결과를 요약하면 다음과 같다. 이 중 직무만족에 대한 잠재성장모형의

결과는 다음과 같다.

첫째, 직무만족의 경우 치료기간이 초기치에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 치료기간이 적

정한 근로자의 경우 신체적 회복이 충분히 이루어진 이후 직무에 복귀함에 따라 그렇지 못한 근로자에

비해 업무 적응이 빨라 업무 복귀당시의 만족도가 높은 것으로 해석할 수 있다(S. K. Hwang, 2003).

둘째, 직업복귀 소견서는 변화율에 부(-)의 영향을 나타내는 것으로 나타났다. 이는 직업 복귀 소견서의

경우 근로자의 현재 상태 및 작업수행도 등에 대한 평가를 거쳐 진행되는 프로그램으로 본 프로그램에

참여하는 근로자는 참여하지 않는 근로자에 비해 질병의 중증도 및 잔존 장해 정도가 클 가능성이 존재

한다. 즉, 잔존 장애 등의 요인으로 직장에 복귀함에 있어 업무영역에 제한을 받을 수 있다(A. J.

McMichael, 1976). 즉, 본 프로그램의 영향이 아닌 근로자의 상태에 따른 결과로 해석 할 수 있을 것

이다. 또한 직업 복귀 소견서 프로그램 참여자의 경우 전체 대상자 중 13.8%에 불과해 비대칭적인 분

포에 대한 영향이 있었을 것으로 사료된다(Y. S. Yoo & K. I. Shin, 2011). 셋째, 직업훈련 경험은 변

화율에 정(+)의 영향을 나타내는 것으로 나타났다. 요양기간 동안의 직업훈련은 복귀 전 업무 공백기를

줄여줌으로서 해당 업무에 복귀 시 그 적응도가 높을 것이다(I. D. Noh & D. Y. Lee, 2003). 하지만

이 또한 직업훈련에 참여한 근로자의 분포가 매우 낮아 확대 해석하기엔 다소 무리가 있을 수 있다.

두번째로 일상생활만족에 대한 잠재성장모형 결과는 다음과 같다. 첫째, 치료기간 적정성만이일상

생활만족의 초기치와 변화율에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 시간이 흐름에 따라 일상생

활만족이 증가하는 것으로 나타났다. 이는 직무만족과 유사한 결과로 충분한 요양이 이루어진 근로자의

경우 일상생활에서도 큰 무리없이 적응하며, 삶을 영위하는데 무리가 없기에 시간이 변화함에 따라 점

차 일상생활에 대한 만족도가 증가하는 것으로 사료된다(I. D. Noh & D. Y. Lee, 2003). 하지만 본 연

구결과를 바탕으로 논의를 함에 있어 중증도 및 근로 복귀 당시 개개인의 상태에 대한 정보가 약한 점

과 각 프로그램에 대한 실제적인 도움 및 필요 정도인 양적척도가 아닌 단순한 경험여부로 인하여 해석

상에 다소 제약이 존재할 것이다.


210

V. 결론

본 연구의 결론은 다음과 같다.

첫째, 산재 경험 근로자의 경우 산재라는 큰 사건으로 인해 신체적, 정서적 충격을 받게 되며, 이

를 회복하기 위해 노력을 하게 된다. 개개인 별로 상이하긴 하지만 일정 수준의 욕구를 충족하며 안정

적인 상태에서 산재라는 사고로 인하여 욕구 의 붕괴 및 파괴를 경험하게 된다(J. M. Chang, N. H.

Choi, H. S. Kang, & S. H. Park, 2009). 본 연구결과 시간의경과에 따라 산재 근로자는 욕구이론에

따른 회복을 보이는 것으로 나타났으며, 요양 등이 종결된 후 대상자의 직무만족 및 일상생활만족이 상

호적으로 중요한 영향을 미치는 것으로 나타났다(B. Y. Jeon et al., 2010; A. H. Maslow, 1943). 이

중 일상생활은 직무만족에 선행하여, 직무만족은 자존감에 선행하여 영향을 미치고 있었다. 즉, 산재 이

전의 근로자의 역할을 회복해 주는 것이 중요하다. 또한 두 요인에 대해 공통적으로 요양서비스의 적정

성이 중요한 역할을 하는 것으로 나타남에 따라 가장 먼저 근로자의 신체 및 정서적 회복이 선행되어야

할 것이다(H. J. Lee & J. I. Kang, 2011). 세부적으로 일상생활만족과 관련하여 크게 정서적과 경제적

부분으로 구분할 수 있을 것이다. 먼저 정서적 측면에서는 가족 등 주위에서의 사회적 지지 등으로 근

로자의 회복에 대한 도움이 필요하리라 사료된다. 미시적 관점에서는 큰 사건의 경험으로 인한 정신적

충격 및 역할에 대한 상실로 인한 정신적 문제를 낮추고 예방하기 위하여서는 치료적 방법도 물론 중요

하겠지만, 주위의 지지 또한 중요한 영향을 줄 수 있으리라 사료된다(D. M. Yeum, M. J. Kim, & H.

Y. Baek, 2013; J. K. Park & M. Y. Um, 2009). 거시적 관점에서는 산재보험 프로그램의 확대 및 맞

춤형 선별 프로그램 등으로 빠른 회복을 도와줄 수 있는 방안 모색이 필요하리라 사료된다(H. J. Shim

& H. S. Rhee, 2016; Y. Y. Choi, 2009). 또한 경제적 측면으로는 고산업화로 변화함에 따라 과거와

달리 근로의 대체가 이루어질 수 없는 상황으로 산재로 인한 가장의 부재는 수입의 단절로 이를 수 있

다(J. M. Choi, J. J. Oh, H. J. Hyun, H. J. Lee, & S. N. Yoon, 2003; Kang et al., 2014). 이런 가

계의 어려움을 예방하기 위하여 현재 요양 기간 중에 산재근로자 및 그 가족의 생계유지를 위하여 제공

되어지는 급여에 대해서 생활을 영위하는데 문제가 없도록 적정수준으로 제공되어야 할 것이다(H. J.

Yoo, J. M. Cho, & H. J. Jung, 2014; J. W.Synn & S. R. Ma, 2009).

직무만족과 관련하여 개인적 측면에서는 산재 후 요양기간 동안의 업무공백으로 인한 직무이해가

떨어지지 않도록 교육 및 훈련을 통하여 그 차이를 줄여나가는 노력이 필요할 것이다(D. Y. Lee & H.

J. Lee, 2006; S. J. Lee, 2011). 근무환경에서는 근본적으로는 발생한 산재가 재발하지 않도록 조치가

필요할 것이다(K. Y. Choi & K. S. Yang, 2016; Y. S. Kang, M. J. Choi, S. H. Yang, Y. G, & K.

S. Kang, 2008). 또한 요양 종결후 복직한 근로자에 대한 차별적 대우가 아닌 상호 배려적 문화조성 및

근로자 간에 화합적 분위기가 필요할 것이며, 근로자의 건강 등의 개인적 상황을 종합하여 근로배정 등

이 필요할 것이다(D. M. Yeum et al., 2013; J. K. Kam, 2005; S. S. Choi & S. H. Park, 2011). 거

시적으로는 근로자의 근로능력을 최대로 보존 할 수 있는 의료서비스 제공 및 체계적이고 전문적인 직

업교육·훈련의 확대가 필요할 것이다(K. J. Lee & J. J. Lee, 2009). 또한 현재 산재근로자의 복귀와 관

련하여 해당 기관에 제공되는 금전적 보상뿐만 아니라 조직문화 등의 진단 및 개선을 위한 컨설팅을 진

행하여 업무 복귀에도 산재근로자가 업무에 잘 적응할 수 있도록 도와주어야 할 것이라 사료된다(H. J.

Kim, 2009). 뿐만 아니라 가장 근본적으로는 개별 기관이 추체가 된 환경적 문제 진단 및 개선이 아닌

공단이 주체가 되어 유사한 유형의 산재가 발생하지 않도록 도모하여야 할 것이다(Y. S. Kang et al.,

2008; Y. S. Kang & S. H. Yang, 2013).



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),

둘째, 산재근로자의 회복에 대하여 현재 근로복지공단에서 제공되고 있는 산재프로그램의 평가에

대해서는 다소 한계가 존재하였다. 단순한 프로그램의 경험 여부로 전체적인 맥락을 평가하는 것에는

다소 무리가 있지만, 업무 및 일상영역으로의 복귀에 있어 요양 적절성이 가장 크게 영향을 미치는 것

으로 보인다(I. D. Noh & D. Y. Lee, 2003; S. K. Hwang, 2003). 따라서 근로자의상태에 따른 체계

적 진단 및 분류를 통하여 충분한 요양을 제공하였을 때 다시금 자신의 자리로 복귀하였을 때 최대의

효과를 보일 수 있을 것이라 사료된다. 하지만 충분한 요양이 필요하지만 반대로 불필요한 급여가 제공

되는 것을 막기 위한 선별프로그램의 고려가 필요할 것이라 사료된다(J. H. Yang, 2015). 또한 직무와

관련하여 복귀 전 직업훈련이 직무 단절을 줄이고, 빠른 업무 적응을 도모할 수 있는 방안이라 사료된

다(I. D. Noh & D. Y. Lee, 2003). 따라서 업무 복귀예정자에 대한 직업 훈련을 확대하여 잔존하는 근

로능력을 최대로 활용 할 수 있도록 장려하는 것이 필요하리라 생각한다.

산재근로자의 변화에 대하여 종단적으로 접근한 연구라는 의의를 가지는 연구임에도 불구하고 본

연구를 진행함에 있어 제한점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 근로복지공단에서 제공하고 있는 이차데

이터를 사용한연구이다. 따라서 본 연구 설계 단계에서 근사변인으로 정의하고 진행함에 한계를 가질

수 있다. 둘째, 본 연구조사는 일정기간마다 방문하여 조사하는 형태를 가진 조사이다. 따라서 설문응답

시의 연구대상자의 recall bias 등의 오차는 본 연구결과에 영향을 미칠 수 있다. 셋째, 본 연구는 데이

터의 한계로 산재요양종결 후 원직장 복귀자만을 연구대상으로 설정하여 진행하였다. 따라서 다른 형태

로 복귀한 근로자에게까지 확대하여 해석하기엔 다소 한계를 가질 것으로 사료된다. 따라서 추후 가능

하다면 그 차이를 분석할 수 있는 연구가 추가적으로 진행되어야 할 것이라 사료된다.


212

78–102.

D. M. Yeum, M. J. Kim, & H. Y. Baek. (2013). Focused on the mediating effects of job

satisfaction, the impact of the social networks of workers with disabilities on life satisfaction.

Disability & Employment, 23(1), 303-325.

D. Y. Lee, & H. J. Lee. (2006). A study on the vocational adjustment training programs for

persons with industrial injuries. Korean Journal of Physical, Multiple, & Health Disabilities, 47,

291-311.

E. R. Kim, J. K. Park, & L. E. Park. (2015). Effects of Recognition on Discrimination on the

Life-satisfaction of Individuals with Physical Disabilities : Focused on the Mediating effect of

Self-Esteem. Disability & Employment, 25(1),27-54.

F. Chen, K. A. Bollen, P. Paxton, P. J. Curran, & J. B. Kirby. (2001). Improper Solutions in

Structural Equation Models; Causes, Consequences, and Strategies. Sociological Methods &

Research, 29, 468-508.

G. S. Kim. (2010). AMOS18.0: Structural Equation Modeling. Seoul: Hannarae Publishing Co.

H. J. Cho, & H. J. Bang. (1998). The Effect of IMF Economic Crisis on Korean Family. The

Korean Journal of Woman Psychology, 3(1),1-15.

H. G. Kim, & H. K. Nam. (2009). Job Stress and Job Satisfaction of Workers' Compensation

Case Managers. Korean Journal of Occupational Health Nursing, 18(2), 262-269.

H. H. Yoo, J. Yim, & K. H. Park. (2015). Study on the Relationship among Individual

characteristics, Self-esteem, Stress-coping styles and Job Satisfaction of Staffs in charge of

Health Promotion Programs. HEALTH AND SOCIAL SCIENCE, 39, 97-114.

H. J. Kim. (2009). The Application Principles and Implications of Customer Relationship

Management (CRM) in Public Sectors –Focusing on the 'Visit Service' of the Korea Labor

Welfare Corporation. JOURNAL OF KOREAN ASSOCIATION FOR REGIONAL

INFORMATION SOCIETY, 12(2), 103-129.

H. J. Lee, & J. I. Kang. (2011). A Study on Contributing Factors of Industrially Injured

Patients' Satisfaction. Korean Journal of Occupational Health Nursing, 20(3), 319-327.

H. J. Shim, & H. S. Rhee. (2016). Influence of Qualitative Information Gap of Industrial

Accident Compensation Insurance’s Rehabilitation Programs on Satisfaction with Work and

Daily Life – Mediation Analysis of Self-esteem. The Korean Journal of Health Service

Management, 10(1), 143-154.

H. J. Yoo, J. M. Cho, & H. J. Jung. (2014). The Policy Suggestions to Coordinate Double

Payment of Workers` Compensation and National Pension. Korean Social Security Studies,

30(2), 242-272.

I. D. Noh, & D. Y. Lee. (2003). A study on the career success: Focusing on factors



comparison of workers with disabilities and without disabilities. Journal of Vocational

Rehabilitation, 13(2), 51-80.

I. H. Hahm. (2012). Socio-Economic Crisis and "Falling from Grace" of the Middle Class

Family in Korea. The JOURNAL OF KOREAN STUDIES, (43), 531-569.

J. C. Anderson, & D. W. Gerbing. (1988). Structural equation modeling in practice: A review

and recommended two-step approach. Psychological bulletin, 103(3), 411-423.

J. C. Numally. (1978). Psychometric Theory, 2nd ed. New York: McGraw Hill Book

Company.

J. Cohen. (1992). A power primer. Psychological bulletin, 112(1), 155-159.

J. H. Kim, M. K. Kim, & S. H. Hong. (2009). Writing an article with structural equation

modeling. Seoul: Communication Books.

J. H. Kim, Y. S. Kim, & H. W. Kim. (2014). The Preliminary Study for Developing the Sense

of Loss Scale for Industrially Injured Patients. The Korean Journal of Rehabilitation

Psychology, 21(1), 1-15.

J. H. Lee. (2015). Mediating effects of subjective health rates on the relationship between stress

and life satisfaction of the persons with mental illness. Korean J Health Educ. Promot, 32(1),

23-32.

J. H. Lee, S. B. Shin, & Y. S. Ji. (2016). The 3th Panel Study of Worker's Compensation

Insurance: Descriptive Report. Retrieved from Seoul:

J. H. Yang. (2015). A Study on Adoption Plan of the Checklist for Workers` Compensation.

Labor Review, 29, 41-75.

J. K. Kam. (2005). Non - disabled Workers' Consciousness on Work Behavior of the Disabled

: An Application of Corporate Culture Perspective to Improve Employment of the Latter.

Disability & Employment, 15(2), 55-57.

J. K. Park, & M. Y. Um. (2009). Social Support and Life Satisfaction of People with

Disabilities : The Mediating Effect of Acceptance of Disability. Journal of Rehabilitation

Research, 13(4), 1-23.

J. M. Chang, N. H. Choi, H. S. Kang, & S. H. Park.(2009). The Levels of Impacts of Events,

Depression and Anxiety among Injured Workers. J Korean Acad Community Health Nurs,

20(2), 234-242.

J. M. Choi, J. J. Oh, H. J. Hyun, H. J. Lee, & S. N.Yoon. (2003). Family Functions

Characterized by the Industrial Accident Disabled. The J. of Korean Community Nursing,

14(3), 488-495.

J. P. Woo. (2012). The Understanding and Concept of Structural Equation Modeling. Seoul:

Han-naree Academy.


214

J. W. Synn, & S. R. Ma. (2009). Evaluation of Fair Levels of Lump-Sum and Annuity

Payment in the Workers’ Compensation Using CIR Interest Rate Option Model. Quarterly

Journal of Labor Policy, 9(4), 1-28.

J. Y. Lim, & Y. M. Lee. (2016). A Study on the Factors of Job Adjustment of Injured

Workers Returned Workplace. Institute for Humanities and Social Sciences, 17(1), 531-564.

K. D. Park. (2013). Occupational Safety and Policy Acceptance of Workplace Incident

Prevention Policies. The Korean Journal of Local Government Studies, 17(3), 1-22.

K. J. Lee, & J. J. Lee. (2009). Analysis on the Effect of Specialized Vocational Training by

Type of Disability. Journal of Vocational Rehabilitation, 19(1), 29-54.

K. M. Kim, & C. H. Kim. (2003). A Study on the Job Satisfaction and Self-esteem of Dental

Personnels. Journal of Dental Hygiene Science, 3(2), 71-76.

K. S. Han. (2008). The problems and the improvement of industrial accident's remedy system.

THE JOURNAL OF PROPERTY LAW, 24(3), 221-250.

K. Y. Choi, & K. S. Yang. (2016). A Study on the Characteristics of Injured Workers Rate

and Work Environment of Male Workers for over 40 years. The Korean Journal of Health

Service Management, 10(1), 131-142.

K. M. Kim, & C. H. Kim, (2003). A Study on the Job Satisfaction and Self-esteem of Dental

Personnels. Journal of Dental Hygiene Science, 3(2), 71-76.

K. W. Kang, H. C. Kim, Y. H. Nam, K. R. Park, J. W. Park, Y. H. Park, . . . J. Y. Yoo,

(2014). New Health Insurance 2nd. Gyeonggi: JIGU Publishing Co.

M. Rosenburg. (1965). The Measurement of Self-esteem. In: Society and the Adolescent

Self-image. New Jersey: Princeton University Press.

S. J. Lee. (2011). The Return-to-Work System of the Industrially Injured Workers in Korea.

Journal of Vocational Rehabilitation, 20(3), 1-34.

S. J. Lee, S. H. Hong, & J. K. Park. (2005). The study on the personal and social influence

on Internet addiction among adolescents. Korean Journal of Educational Psychology,

19(4),1179-1197.

S. K. Hwang. (2003). Employment Disadvantages of Persons with Disabilities and the Disability

Effect. Quarterly Journal of Labor Policy, 3(1), 141-169.

S. R. Ma, & M. K. Kim. (2008). Benefit Adequacy in Workers’ Compensation Insurance.

Journal of Insurance and Finance, 19(3),119-163.

S. S. Choi, & S. H. Park. (2011). An analysis of coworker interventions for supporting

workers with intellectual disabilities in supported employment settings. Disability &

Employment, 21(2), 217-245.



Stevens, E. S. (1991). Toward Satisfaction and Retention of Senior Volunteers. Journal of

Gerontological Social Work, 16(3-4), 33-41.

T. E. Duncan, S. C. Duncan, & L. A. Strycker. (1999). An introduction to latent variable

growth curve modeling: Concepts, issues, and application. New Jersey: Lawrence Erlbaum

Associates.

Y. J. Choi. (2006). Effect of The Degree of The Participation In Dance for all on Life

Satisfaction and Self-esteem. korean Journal of Lesure, Recreation & Park, 30(4), 71-83.

Y. R. Lee, M. H. Shin, & S. H. Hong. (2016). An Application of Latent Growth Modeling to

Analyzing Change Trajectory and Determinants of Life Satisfaction of National Basic

Livelihood Security Recipients. Survey Research, 17(2),2-26.

Y. S. Kang, M. J. Choi, S. H. Yang, Y. G, Y., & K. S. Kang. (2008). A Study on the

Priority Evaluation of Prevention Factors and Strategies to Minimize Industrial Accident Cause.

Journal of Korea Safety Management & Science, 10(4), 1-9.

Y. S. Kang, & S. H. Yang. (2013). Preventive Policy of Industrial Accident by the

Fundamental Cause Factors for Prevention of Traditional Accident in National Strategy

–Focused on Unmarried Workers-. Journal of The Korean Institute of Plant Engineering,

18(3), 47-55.

Y. S. Yoo, & K. I. Shin. (2011). A Study on the Decision of Sample Size for Panel Survey

Design. The Korean Journal of applied Statistics, 24(1), 25-34.

Y. Y. Choi. (2009). A Study on the Rehabilitation Service and Policy for injured Workers.

Journal of Vocational Rehabilitation, 19(1), 121-142.

곽수란, 2009, “중·고등학생의 생활만족도 패널 분석”, 『교육사회학연구』 19, pp. 1-20.

곽정민, 2009, “리더십의 특성이 리더신뢰, 직무만족도 그리고 조직시민행동에 미치는 영향력

규명”, 석사학위논문, 이화여자대학교 대학원.

김광자, 2011, “취업장애인의 직업만족도 영향요인에 관한 연구”, 박사학위논문, 인제대학교.

김복일, 2005, “외식업체 종사원의 직무만족과 이직의도의 관계에 관한 연구”, 박사학위논문,

경기대학교.


『사회과학연구』26(4), pp. 384-411.

김은하, 2007, “일자리의 질과 노동 생산성 및 분배의 관계에 관한 비교 연구”,

『사회복지정책』30, pp. 115-141.

김종일, 2014, “장애인근로자의 생활만족에 대한 직무만족 매개효과 연구”, 박사학위논문,

한신대학교 대학원.

남춘호, 2011, “고용의 질 지수를 이용한 노동시장의 불평등과 양극화추세 분석”,


216

『경제와사회』92, pp. 305-350.

문수백, 2009, 『구조방정식모델링의 이해와 적용』, 서울: 학지사.

문순영, 2008, “돌봄노동 일자리의 일자리 질(quality of job)에 대한 탐색적 연구”,

『사회복지정책』33, pp. 207-237.

문필동·이정화, 2012, “장애인근로자의 이직의도에 영향을 미치는 요인 연구”, 『직업재활연구』

22(2), pp. 77-96.

박은주, 2012, “산재근로자의 첫 직업복귀기간에 관한 연구”, 『한국사회복지학』 64(4), pp.

359-381.

박자경·김종진·강용주, 2009, “장애인 근로자 직무만족도 분석”, 『기본과제보고서』 pp. 1-109.

박지환, 2009, “공공봉사동기의 결정요인 및 직무태도에의 영향에 관한 연구: 해군간부를

중심으로”, 석사학위논문, 서울대학교.

방하남·이상호, 2006, “‘좋은 일자리’(Good job)의 개념구성 및 결정요인의 분석”, 『한국사회학』

40(1), pp. 93-126.

배문혜, 2003, “진폐증 환자의 삶의 질 예측 모형”, 박사학위논문, 고려대학교 대학원.

변경희, 2010, “임금근로장애인의 ‘고용의 질’개념 및 결정요인”, 『장애와 고용』 20(2), pp.

189-211.

석재은·최병호·김용하·박병현·이상은·홍경준·최옥금, 2005, “삶의 질 향상을 위한 국민의

기본생활보장 방안. 한국보건사회연구원 연구보고서.

손지아·박순미, 2011, “‘괜찮은 일자리 (Decent Job)’의 관점에서 본 장애인 고용의 질에 대한

탐색적 연구”, 『노동정책연구』 11(1), pp. 131-165.

송진영, 2014, “임금근로장애인의 차별경험이 직무만족도에 미치는 영향”, 『장애와 고용』 24(4),

pp. 96-120.

송태민·김계수, 2012, 『보건복지 연구를 위한 구조방정식 모형』, 서울: 한나래아카데미.

안우순, 2014, “공기업 직원들의 이직의도 영향요인 연구”, 석사학위논문, 서울대학교.

안준기·오세미, 2015, “산재근로자의 경제활동 변동 및 자존감에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”,

『사회보장연구』 31(1), pp. 109-135.

이명언·박상언, 2006, “고용의 질과 글로벌 기준”, 『2006년 춘계학술연구발표회 자료집』,

한국인사·조직학회.

이요행·김성회·강배근, 2008, “재택고용 장애인의 고용조건과 직무만족간의 관계”, 『장애와 고용』

18(1), pp. 75-91.

이은정, 2009, “여성 사회적일자리 참여자의 직무만족에 관한 조직효과 연구”, 『서울도시연구』

10(3), pp. 165-187.

이정한, 2015, “직업복귀 산재근로자의 직무만족도에 영향을 미치는 요인 : 원직장복귀자와



재취업자의 비교를 중심으로”, 석사학위논문, 서울대학교.

이중섭, 2009, “빈곤 장애인의 생활만족도에 영향을 미치는 요인”, 『한국거버넌스학회보』 16(1),

pp. 79-105.

이채식·이성규, 2010, “장애인 활동보조인의 소진과 직무만족의 관계 연구”, 『재활복지』 14, pp.

223-248.

이한나·박단비, 2012, “장애인가구와 비장애인가구의 빈곤수준, 박탈경험, 고립감 및 생활만족도

연구”, 『재활복지』 16(1), pp. 1-23.

이현미, 2010, “노인의 일자리특성과 이를 반영한 괜찮은 일자리 개념 논의”, 『노인인력개발포험』

4, pp. 79-102.

장정미·최남희·강현숙·박선희, 2009, “산업재해 근로자의 사건충격, 불안 및 우울 수준”,

『지역사회간호학회지』20(2), pp. 234-242.

전보영·권순만·조병희·이태진, 2010, “산재장애인의 취업 및 생활만족도에 영향을 미치는

요인-장애발생 후 직업복귀 상황을 중심으로”, 『사회보장연구』 26(2), pp. 199-222.

최옥금, 2005, “근로빈곤층의 ‘괜찮은 일자리(Decent Job)’이동에 관한 연구”, 『노동정책연구』

5(1), pp. 1-42.

최희경, 2009, “괜찮은 일자리’(Decent Job) 개념의 노인 돌봄 서비스직에 대한 적용”,

『한국사회복지조사연구』 21, pp. 27-57.

홍경준, 2005, “근로빈곤층에 대한 탐색적 연구: 개념정의와 실태파악”, 『한국사회복지학』 57(2),

pp. 119-142.

홍세희, 2000, “구조방정식 모형의 적합도 지수 선정기준과 그 근거”. 『한국심리학회지: 임상』

19(1), pp. 161-177.

황준욱, 2005a, “노동과 고용에 대한 질적인 접근”, 『국제노동브리프』 3(7), pp. 1-3.

황준욱, 2005b, “ILO의 '일다운 일(decent work)'에 대한 발전적 논의”, 『노동리뷰』, pp. 21-34.

Bently, R. R., & Rempel, A. M., 1970, Manual for the Purdue Teacher Opinionnaire(PTO).

West Lafayette, IN: Purdue Research Foundation.

Campbell, A., 1981, The sense of well-being in America: Recent patterns and trends,

McGraw-Hill Companies.

George, L. K., 1979, “The happiness syndrome: Methodological and substantive issues in the

study of social-psychological well-being in adulthood”, The Gerontologist 19(2), pp. 210-216.

Grzywacz, J. G., & Dooley, D., 2003, ““Good jobs” to “bad jobs”: replicated evidence of an

employment continuum from two large surveys”, Social science & medicine 56(8), pp.

1749-1760.


218

Hoppock, R., 1935, “Job Satisfaction”, Harper and Brothers, New York.

Iverson, R. D., & Maguire, C., 2000, “The relationship between job and life satisfaction:

Evidence from a remote mining community”, Human relations 53(6), pp. 807-839.

Judge, T. A., & Watanabe, S., 1993, “Another look at the job satisfaction-life satisfaction

relationship”, Journal of applied psychology 78(6), p. 939.

Moorjani, J. D., & Geryani, M., 2004, “A study of life satisfaction and general well-being of

college students”, PSYCHOLINGUA 34(1), pp. 66-70.

Neugarten, B. L., Havighurst, R. J., & Tobin, S. S, 1961, “The measurement of life

satisfaction”, Journal of gerontology 16, pp. 134-143.

Rode, J. C., 2004, “Job satisfaction and life satisfaction revisited: A longitudinal test of an

integrated model”, Human Relations 57(9), pp. 1205-1230.

Sudheesh, K. and P. Dileep, 2006, Academic life satisfaction scale and its effectiveness in

prediction academic success. Eric ED491869.

Young, A. E., 2010a, “Employment maintenance and the factors that impact it after vocational

rehabilitation and return to work”, Disability and rehabilitation 32(20), pp. 1621-1632.

, 2010b, “Return to work following disabling occupational injury-facilitators of

employment continuation". Scandinavian journal of work environment & health 36(6), pp.

473-483.

Young, A. E., Roessler, R. T., Wasiak, R., McPherson, K. M., Van Poppel, M. N., & Anema,

J. R., 2005, “A developmental conceptualization of return to work”, Journal of occupational

rehabilitation 15(4), pp. 557-568.

대학원생 학술논문 경진대회 우수작

� 부록1-1. (장려상)

산재근로자의�고용형태�변화가�삶의�질에�

미치는�영향

-� 정세정(연세대�사회복지정책협동)

� 부록1-2. (장려상)

산재근로자의�삶의�만족도�발달궤적과�예측요인

-� 이은실(전북대�사회복지학과)

-� 고하림(전북대�사회복지학과)

-� 정준영(전북대�사회복지학과)


부록� 1-1.�산재근로자의�고용형태�변화가�삶의�질에�미치는�영향 221

부록 1-1

산재근로자의 고용형태 변화가 삶의 질에 미치는 영향

정세정*

요� � 약

본� 연구의� 목적은� 산재근로자의� 고용형태� 변화가� 삶의� 질에� 미치는� 영향을� 분석하는데� 있다. 이를�위하여�근로복지공단의�산재보험패널조사� 1차년도�및� 3차년도�자료를�활용하였으며, 분석방법으로는�다중회귀분석을�적용하였다. 우선, 삶의�질은� 3차년도의�생활만족도로�측정하였다. 또한, 고용형태는�상용직과�임시/일용직으로�구분하였다. 고용형태의�변화는�산재�전과� 3차년도의�고용형태를� 비교하여, 상용직을� 유지한� 경우와� 상용직에서� 임시/일용직으로� 이동한� 경우, 임시/일용직에서�상용직으로�이동한�경우, 임시/일용직을�유지한�경우로�구분하였다. 분석결과, 상용직에서�임시직으로�이동한�경우와�임시/일용직을�유지하는�경우에는�상용직을�유지한�경우에�비해� 현재의�삶의�질이�낮은�것으로�나타났다. 이러한�결과는�산재근로자의�일자리의�질의�저하와�고용불안정은�그들의�삶의�질에�부정적�영향을�미침을�의미하는�것이라�할�수�있다. 본�연구는�대표성�있는�최신의�종단�자료를�활용하여, 산재근로자의�고용형태의�변화와�삶의�질�간의�관계를�분석한�국내최초의�실증연구라는� 점에서�학문적�의의가�있다. 뿐만�아니라, 이를�바탕으로� 산재근로자의�고용�및� 삶의� 질을�향상시킬�수�있는�실천적, 학문적�과제를�논의하였다는�점에서도�연구의�의미를�지닌다.

※ 주제어: 산재근로자, 고용형태�변화, 삶의�질�

I. 서론

일자리의 질에 대한 정책적, 사회적 차원의 관심이 증가하면서, 이와 관련된 학문적 논의들도 활발

히 이루어지고 있다. 이들 논의들은 우리나라는 단시간 내에 압축적인 경제성장을 이루어냈으나, 일반

근로자들의 생활조건과 삶의 질 향상은 이루어지지 못했다고 주장하며(박재규, 2001a; 강수돌 2002),

근로자의 삶의 질을 담보하기 위해서는 일자리의 질이 보장되어야 함을 강조하고 있다(이인숙·배화숙,

2008; Millar, 2007).

2015년 기준, 우리나라의 산업재해를 당한 근로자의 수는 90,129명으로 보고된다(고용노동부,

2015). 또한 산업재해로 영구적 장해를 입은 경우는 산재근로자의 37.84%에 달한다(2014년 기준). 여러

이유로 산업재해보상을 받지 못한 경우를 고려하면 산업재해로 인한 피해는 더욱 클 것이다. 산업재해

는 근로자의 신체에 부정적 영향을 미칠 뿐 아니라 이로 인한 사회적, 직업적, 경제적 문제를 발생시킨

* 연세대학교 일반대학원 사회복지정책협동

�부록1�대학원생�학술논문�경진대회�우수작

222

다(김정연·이은주·하은희, 2001). 산업재해로 인해 영구적 장해를 갖게 되는 경우에는 무기력감, 우울,

스트레스, 분노와 같은 심각한 심리사회적 문제를 겪게 될 수도 있다(이현주･오진주･최정명･현혜진,･윤

순녕, 2003; 박수경･김동기, 2006; 김호임, 2006; 김봉선, 2007; 김미옥, 2008; 박소연, 2012; 강선경·

노지현, 2013에서 재인용). 다시 말해, 산업재해로 인한 피해는 단순히 근로자 본인 뿐 아니라, 가족적,

사회적 차원으로 확대될 수 있는 것이다.

산업재해와 관련한 연구들은 초기에는 산업재해의 실태를 규명하고, 산업재해관련 제도의 양적성장

이 중요함을 강조해 왔다. 또한, 2000년대에 들어서는 산재근로자의 직장복귀에 주요 관심을 두어왔다

(박은주·홍백의, 2012). 최근에 이르러서는 복귀한 일자리의 질에 관심을 둔 연구들도 수행되고 있다(이

승렬, 2005; 이승렬, 2007; 이승욱·박은주, 2011; 박은주·홍백의, 2012; Bültmann et al., 2007). 그러나

이들 연구들 또한 산재근로자의 고용형태나 고용유형의 변화에 영향을 미치는 요인들을 분석하는데 그

치고 있다. 산재근로자의 고용과 일자리의 질의 변화가 그들의 삶에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 분

석에까지는 이르지 못하고 있는 것이다.

이에 본 연구는 산재근로자의 산재 전과 현재의 고용형태 변화가 그들의 현재의 삶의 질에 미치

는 영향을 1차년도 및 3차년도 산재보험패널조사 자료를 활용하여 분석하였다. 또한 분석결과를 바탕으

로, 산재 후 복귀한 일자리의 질의 중요성에 대한 논의와, 직업재활정책 및 산재근로자의 삶의 질을 높

일 수 있는 실천적, 정책적 개입 방안을 모색하는데 기여하고자 하였다.

II. 선행연구�검토�

1.� 삶의�질

삶의 질(Quality of Life)은 연구자와 학문적 관점에 따라 다양하게 연구되어 왔다. 의학 및 보건

분야에서는 건강과 관련된 삶의 질에 주로 주목해 왔으며(김수인, 2000; 김정연․이은주․하은희, 2001;

이현주, 2006; Polinder et al., 2010), 최근의 사회과학분야에서는 주관적인 삶의 질에 초점을 두는 경

향이 발견된다(박재규, 2001; 이병훈·윤정향, 2006; 김선미·김은하, 2015; Bardasi and Francesconi,

2004).

삶의 질은 주관적 측면과 객관적 측면 중 어느 것을 강조하느냐에 따라 개념정의가 달라지기도 한

다. 객관적 측면을 강조하는 입장에서는 경제적 상태, 인구학적 특성, 소득수준, 건강상태, 교육수준, 근

로, 문화생활 등을 중요하게 고려한다(Waiker and Rosser, 1988). 그러나 주관적 측면을 강조하는 입장

에서는 생활만족이나 자아존중감, 직무만족과 같은 요인을 강조한다. 주관적 측면을 강조하는 연구들은

일상 속에서 개인이 느끼고 경험하는 것에 보다 무게를 두는 것이다(Engle, 1980).

사회과학분야에서는, 상대적으로 오래된 연구들은 객관적 측면에 초점을 둔 삶의 질에 주목해 왔으

며(김왕배, 1995; 한성덕 외, 1998; 이숙현·서혜영, 2002) 최근에는 주관적 측면에 초점을 둔 삶의 질을

중점적으로 다루고 있다(이병훈·윤정향, 2006; 이인숙·배화숙, 2008; 배화숙, 2010; 김선미·김은하,

2015; Bardasi and Francesconi, 2004). 또한 주관적 삶의 질을 다룬 최근 10년 이내의 연구들에서는

삶의 질을 주로 생활만족도로 측정하는 경향이 발견된다(이현주, 2006; 이인숙·배화숙, 2008; 김선미·김

은하, 2015; Bardasi and Francesconi, 2004; Westman et al., 2006).



연구자에 따른 삶의 질의 정의는 다음과 같다. 먼저, 국내의 경우 김상균(1996)은 삶의 질이란 사

회적 조건과 제도 및 사회구성원 간의 상호작용의 결과를 반영하는 것으로 개인의 삶을 가치 있고 보람

있게 만들어주는 만족감을 의미한다고 보았다. 김선미와 김은하(2015)는 삶의 질은 신체적, 물질적, 사

회적 및 감정적 안녕 뿐 아니라 개인적 발달과 행동정도에 대한 객관적이고 주관적인 평가에 기반한,

일반적이고 전반적인 안녕으로 규정하였다. 또는 삶의 질은 개인의 내적 기준을 충족시키는 정도에 대

한 인지적인 평가로 정의되기도 한다(이현송, 1997; 이숙현·서혜영, 2006). 해외의 학자들은 삶의 질에

대한 정의를 다음과 같이 내리고 있다. Dubos(1976)에 따르면 삶의 질은 일상에서 얻는 만족감과 관계

있는 주관적인 가치판단을 의미한다. Young과 Longman(1983)은 삶의 질을 현재 살고 있는 환경에 대

한 만족도 또는 행복감이라 보았으며, Shunaker 등(1990)은 삶에 대한 개인들의 전반적인 만족감과 안

녕감이라고 규정한 바 있다.

삶의 질을 다루는 이론으로는 교육, 취업, 소득, 주거, 건강과 같은 다양한 생활영역의 만족감의 총

합이 삶의 질을 결정한다고 보는 상향이론(Bottom-up theory)과 삶 속에서 일어나는 다양한 사건에 대

한 해석하는 심리적 경향성이 삶의 질을 결정한다는 하향이론(Top-down theory)이 있다(김종일,

2013). Brief 등(1993)은 객관적 조건과 심리적 조건이 함께 주관적 삶의 질에 영향을 미친다는 통합모

델을 제시하기도 하였다(김선미·김은하, 2015에서 재인용).

2.� 산재근로자의�삶의�질에�관한�선행연구�검토

산재근로자의 삶의 질에 관한 연구는 지금까지 주로 직업의학이나 보건영역에서 건강관련 삶의 질

(Health Related Quality of Life)에 초점을 두고 다루어져 왔다. 이는 산재근로자에 대한 자료구축 및

접근성과 관련이 있을 것이다. 일반 연구자들이 산재를 경험한 근로자를 대상으로 조사와 연구를 진행

하는 데는 여러 어려움이 있기 때문이다. 건강과 관련된 삶의 질에 관한 대표적인 연구로는 Polinder 등

(2010)이 1995년부터 2009년까지의 건강관련 삶의 질의 연구에 관한 체계적 문헌고찰(systematic

review)을 실시한 바 있다. 이들의 연구에 따르면, 건강관련 삶의 질에 대한 연구들은 대체로 종단연구

가 주를 이루며, 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 요인으로는 성별, 연령, 재해정도, 이전연도의 삶의

질, 동반이환(comorbidity) 등을 들 수 있다. 그러나 건강과 관련된 삶의 질에 대한 연구들은 학문적 관

점의 특성상 의학적 관심 요인들(예: 부상의 정도, PTSD, 활동제한성)의 영향력을 검증하는데 초점이

맞추어져 있다. 또한 특정 유형의 재해를 당한 근로자들을 대상으로 하는 경우가 많다. Baragaba, 그리

고 Bernacki(2016)은 2000년부터 2011년까지의 의료지출패널조사(MEPS)를 활용하여 미국의 산재근로

자들의 건강관련 삶의 질을 조사한 바 있다. 분석에 따르면, 산재를 경험한 근로자는 남성이 많고, 건축

및 제조업에 종사하는 경우가 많았으며, 염좌(sprains) 질환을 많이 보고한다. 또한 산업재해를 경험한

근로자들은 산업재해를 경험하지 않은 근로자에 비해 건강관련 삶의 질이 낮음을 발견하였다.

한편 Viana 등(2007)은 산재근로자의 삶의 질(생활만족도)에 영향을 미치는 요인을 인구사회학적

요인, 임상적 요인, 장해요인 등으로 구분하고 분석하였다. 그 결과 혼인상태, 소득, 장애가 생활만족과

유의한 관계가 있음을 발견하였다. 또한 Cvetkovski 등(2006)의 연구에서는 낮은 수준의 삶의 질은 성

별, 연령, 질병기간, 직업과는 유의한 관계가 없는 것으로 나타났으며, 낮은 사회경제적 지위가 낮은 삶

의 질로 이끄는 요인임이 밝혀졌다.

산재근로자의 삶의 질을 다룬 대표적인 국내의 연구로는 산재보험 급여수급자의 삶의 질에 영향을

미치는 요인을 직접조사를 통해 분석한 이현주(2006)의 연구를 들 수 있다. 이 연구에서는 삶의 질을

생활만족, 자아존중감, 소외감으로 구성하였다. 분석에 따르면 장애심각성, 경제적 보상, 직업복귀가 삶


224

의 질에 직접적인 영향을 미치며, 신체적 기능과 지지체계는 삶의 질에 간접적으로 영향을 미치는 것으

로 나타났다.

최근에는 산재보험패널조사를 활용하여 산재근로자의 삶의 질을 살펴본 연구들도 등장하고 있으며,

이들 연구들은 삶의 질을 주로 생활만족도로 측정하고 있다<표 1>. 객관적인 조건보다는 주관적인 측면

에 초점을 두는 것이라 할 수 있다. 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 규명된 요인들은 인구사회학적 요

인과 산재관련 요인, 직업관련 요인으로 구분해 볼 수 있다. 인구사회학적 요인에는 성별, 소득, 연령,

혼인상태, 교육수준, 자아존중감, 자기효능감이 포함된다. 산재관련 요인으로는 경제적 보상수준, 장해등

급, 재활서비스 필요성이 있다. 마지막으로 직업관련 요인으로는 산재 후 경제활동여부, 근로기간, 근로

형태, 월평균임금, 복리후생, 사업장만족도 등을 들 수 있다. 그러나 이들 연구들은 산재보험패널조사가

실시된 초기 단계의 연구로, 횡단연구에 머무르고 있다는 제한점이 있다.

저자삶의 질

측정 주요 연구 내용

분석자료

송진영(2015)

생활 만족도∙자기효능감이 삶의 질에 정적 영향을 미치며, 직무만족이 이를

매개함2차

장민경(2015)

생활 만족도∙경제적 보상수준이 높을수록 삶의 질이 높았으며, 보상 유형에

따라 삶의 질의 영향요인이 다르게 나타남 2차

최완석 외(2015)

생활 만족도∙통증자극횟수가 생활만족에 미치는 영향을 자아존중감과

수면시간이 이중매개함1차

김선미·김은하(2015)

생활 만족도∙연령, 배우자유무, 교육수준, 취업상태, 요양기간, 장해등급,

재활서비스 필요성, 근로기간, 근로형태, 월평균임금, 복리후생이 삶의 질에 영향을 미침

1차

안준기·오세미(2015)

자아 존중감 ∙산재 후 경제활동이 삶의 질을 높임 1차

김수정·이미(2014)

생활 만족도∙성별, 소득, 학력, 사업장 만족도, 건강, 기관평가 등이 삶의 질에

영향을 미치며, 이들 간의 관계에서 자기효능감이 부분매개함 1차

<표� 1> 산재보험패널조사를�활용한�산재근로자의�삶의�질에� 관한�주요� 연구

3.� 고용과�삶의�질에�관한�선행연구�검토�

산재근로자의 고용과 삶의 질을 직접적으로 다룬 연구들은 많지 않다. 앞서 살펴보았듯, 산재근로

자의 삶의 질은 지금까지 상대적으로 의학적 관점에서의 건강관련 삶의 질이 주로 다루어져 온 경향이

있고, 산재보험패널 조사 자료를 활용한 연구들은 고용과 삶의 질을 직접적으로 다루기보다는, 탐색적

측면에서 삶의 질에 영향을 미칠 수 있는 여러 요인들을 검토하고 있기 때문이다. 때문에 산재보험패널

조사를 활용하여 삶의 질을 다룬 연구들은 독립변수로서 고용형태를 직접적으로 고려한 경우를 찾기 어

렵다. 고용형태보다는 취업여부나 직무만족을 설명변수로서 모형에 포함한 것이다. 안준기와 오세미

(2015)가 산재 전후의 고용형태를 비교한 결과, 상용직의 비중이 감소하고 임시/일용직의 증가가 나타

남을 발견하고, 산재 이후 경제활동 여부는 삶의 질에 영향을 미침을 발견하기는 하였다. 그러나 이들의

연구에서도 산재 전후의 고용형태의 변화가 삶의 질에 미치는 영향을 분석하지는 않고 있다. 따라서, 여

기서는 일반근로자를 대상으로 한 고용형태와 삶의 질을 살펴본 선행연구로 범위를 넓혀 검토하였다.



고용형태의 분류는 다양하게 이루어진다. 상용직과 임시직, 일용직으로 구분되기도 하며, 정규직과

비정규직으로 분류될 수도 있다. 상용직과 임시직, 일용직의 구분은 고용계약기간만을 기준으로 두기 때

문에, 상용직이라 하더라도 비정규직에 속할 수 있다. 연구자에 따라서는 상용직과 임시직, 일용직의 구

분을 고용지위나 종사자 지위로 명명하기도 한다(예: 박은주·홍백의, 2012; 송이은·김진영, 2012). 또한

고용형태는 고용 및 근로조건이 안정적인지, 불안정적인지에 따라 안정근로와 불안정 근로로 구분되기

도 한다(박종식·이경용, 20014). 지속적인 불확실성에 처해있는 상황인 불안정 고용은 안녕을 해치고 부

정적 감정을 유발하며, 개인 수준에서 효과이고 적절한 대응전략을 갖추기 어렵게 할 수 있다(박진욱·정

민수, 2008). 그러나 안정근로와 불안정 근로에 대한 합의된 정의나 명확한 분류기준은 존재하지 않는

다. 다만, 본 연구에서는 상용직을 임시/일용직에 비하여 상대적으로 안정적인 일자리로 간주할 것이다.

사실, 일반 근로자의 고용지위, 고용형태 또는 고용조건과 삶의 질을 다룬 연구들은 다소 혼재된

결과들을 보고한다. 이인숙과 배화숙(2008)의 연구에 따르면, 고용형태는 근로자의 삶의 질에 유의한 영

향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 고용만족도를 설명변수로 추가 투입할 경우, 고용형태의 유의한

영향은 사라졌으며, 고용만족도와 고용안정성이 삶의 질에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 박재

규(2001b)의 연구에서는 고용유형(상용/임시)은 근로자의 삶의 질에 영향을 미치지 않았으며, 직무만족

변화, 승진가능성과 수입변화가 근로자의 삶의 질에 유의한 영향력을 미치는 것으로 밝혀졌다.

그러나 영국 가계 패널조사(British Household Panel Survey) 10개 연도를 분석한 Bardasi와

Francesconi(2004)에 따르면, 계절(seasonal) 및 일용(causal) 일자리 형태의 비정형 고용(atypical

employment)은 상용직(permanent)에 비해 낮은 생활만족과 웰빙 수준을 갖게 된다. 독일 근로자를 대

상으로 한 Kompier 등(2009)의 종단 연구에서는 고용유형이 상향 이동한 경우에는 더 나은 삶의 질을

갖게 되지만 하향 이동한 경우에는 더 나쁜 삶의 질을 경험하게 됨을 보고하였다. 이러한 결과는 앞서

살펴본 연구들과는 다소 차이가 있는 것이다. 유사한 결과는 병원근로자들을 대상으로 한 전은숙 외

(2009)의 연구들에서도 확인된 바 있다. 정규직에 비해 비정규직의 삶의 질이 낮게 나타난 것이다.

단순히 고용형태만이 아닌 고용형태의 ‘변화’와 삶의 질을 다룬 연구들은 전체 근로자로 분석범위

를 확장하더라도 많지 않다. 지금까지 고용형태의 변화를 다룬 연구들은 결과변수로서 주로 건강을 다

루고 있기 때문이다(예: 박진욱·한윤정·김승섭, 2007). 그러나, 배화숙(2010)은 한국복지패널 1, 2차 자

료를 활용하여 고용형태의 변화와 삶의 질 간의 관계를 분석한 바 있다. 임금근로자와 비임금 근로자

(자영업자)간의 고용형태 변화가 생활만족도에 어떠한 영향을 미치는 지를 분석한 것이다. 연구결과에

따르면, 임금근로를 유지하고 있는 집단에 비해 비임금 근로를 유지하고 있는 집단과 임금근로에서 비

임금 근로로 이동한 경우 생활만족도가 낮게 나타났다. 본 연구에서는 임금근로자만을 대상으로 하기

때문에, 다소 차이가 있는 논의라 할 수 있으나, 고용형태의 변화와 삶의 질을 살펴본 연구라는 점에서

의의가 있다. 박용순과 송진영(2012)은 중장년층 장애인의 정규직 상태변화가 생활만족도에 미치는 영

향을 분석한 바 있다. 그 결과, 1차년도와 4차년도의 고용형태를 정규직을 유지하는 경증 남성장애인의

경우, 생활만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 이 연구는 고용형태의 변화, 즉,

정규직 상태 변화에 대한 기준집단이 존재하지 않는다는 한계가 있다.

지금까지 검토한 선행연구들 외에도 여러 연구들(방하남, 2000; 박재규, 2001b; 박재규·박순영,

2005; Kallberg and Lincoln, 1985; Reskin and Hudson, 2000; McGovern, Smeaton, and Hill,

2004)은 근로자의 삶의 질을 향상시키기 위해서는 근로 환경개선과 이를 위한 사회정책이 보완되어야

함을 강조하고 있으며, 이는 결국 일자리의 질이 중요함을 시사하는 것이라 할 수 있다.


226

III. 연구설계�및�연구방법

1.� 분석자료�및� 분석방법

본 연구의 목적은 산재근로자의 고용형태 변화가 삶의 질에 미치는 영향을 분석하는데 있다. 이를

위하여, 근로복지공단의 산재보험패널조사 1차와 3차 자료를 활용하였다. 산재보험패널조사는 산재근로

자를 추적, 조사하여 시계열 자료를 구축하여 산재보험제도의 정책수립 및 운영과 발전에 기여하기 위

한 목적으로 실시되었다. 지금까지 2013년, 2014년, 2015년 3차례에 걸쳐 개별면접조사방식으로 수행

되었으며, 3차년도 기준 표본유지율은 85.8%이다. 산재보험패널조사의 모집단은 2012년 요양이 종결된

산재근로자 82,493명이며, 표본 수는 2,000개이다. 또한 이 표본은 산재장해인 1,650명과 비장해인 350

명으로 구성되어 있다(근로복지공단, 2016).

본 연구에서는 자영업자와 미취업자 등과 같은 비임금근로자는 분석에서 제외하였다. 데이터 매뉴

얼과 이용자 매뉴얼을 분석하여 응답의 논리가 맞지 않는 사례는 추가로 제외하여, 최종적으로 분석에

사용한 사례 수는 1,237개이다. 분석방법으로는 다중회귀분석을, 통계패키지로는 Stata 13.1을 활용하였

다. 연구모형은 <그림 1>과 같으며, 구체적인 변수의 정의는 <표 2>와 같다.


2.� 변수의�정의

� 1)� 삶의�질�

본 연구에서는 산재근로자의 삶의 질을 3차년도의 생활만족도로 측정하였다. 생활만족도는 가족의

수입(1문항), 여가생활(1문항), 주거환경(1문항), 가족관계(1문항), 친인척관계(1문항), 사회적 친분 관계

(1문항)에 대해 만족하는 정도를 리커트 5점 척도로 답변하도록 되어 있다. 본 연구에서는 6문항을 합

산하여, 점수가 높을수록 삶의 질이 높음을 의미하도록 재구성하였다. 원인변수와 결과변수간의 시간차

(temporal order)의 중요성은 Lazarsfeld(1959)에 의해 강조된 바 있다.



2)� 고용형태�변화

본 연구에서는 산재근로자의 고용형태변화를 측정하기 위하여 산재 전과 3차년도의 고용형태 변화

를 활용하였다. 산재보험패널에서 고용형태는 상용직, 임시직, 일용직으로 조사되었으며, 본 연구에서는

임시직과 일용직을 하나의 범주로 포함시켰다. 따라서 고용형태의 변화는 다음의 네 가지로 구분할 수

있다. 첫째, 산재 전과 3차년도 모두 상용직인 경우(기준집단), 둘째, 상용직에서 임시/일용직으로 이동

한 경우, 셋째, 임시/일용직에서 상용직으로 이동한 경우, 넷째, 산재 전과 3차년도 모두 임시/일용직인

경우이다.

고용형태의 변화와 관련하여, 3개년도 이상의 고용형태 변화를 고려한 선행연구들은(박진욱·한윤정·

김승섭, 2007; 박진욱·정민수, 2008) 정규직에서 비정규직간의 이동을 1차년도는 정규직이지만 2, 3차년

도는 비정규직인 경우와 1, 2차년도는 정규직이지만 3차년도는 비정규직인 경우로 파악하였다.

그러나 고용형태의 변화에 있어, 중도에 어떠한 이동이 있었건 간에 산재 전 고용형태와 3차년도의

고용형태에 차이가 있다면, 그것은 안정근로에서 불안정 근로 또는 불안정 근로에서 안정근로로 이동한

것이라 볼 수 있다. 사실, 선행연구들의 경우에도, 1개년도 내에서 직업의 이동은 존재할 수 있으나 그

러한 이동까지는 연구설계에서 고려하지 않고 있다. 따라서 본 연구에서는 산재 전 고용형태와 3차년도

의 고용형태간의 변화만을 고려하였다. 본 연구의 고용형태의 변화에 대한 측정은 앞서 살펴본 박용순

과 송진영(2012)의 연구에서도 활용된 바 있다.

3)� 통제변수

통제변수의 도출은 근로자의 삶의 질을 살펴본 연구와 고용과 삶의 질 간의 관계를 분석한 연구

(박재규, 2001b; 이인숙·배화숙, 2008; 김선미·김은하, 2015; Bardasi and Fracesconi, 2004; Kompier

et al., 2009) 및 Brief 등(1993)으로부터 제시된 통합모델을 바탕으로 도출하였다. 성별과 연령, 교육수

준, 배우자유무, 건강상태평가, 사회경제적 지위, 장해유무, 재활서비스 이용여부는 1차년도의 값을 활용

하였으며, 일자리 만족도는 3차년도의 값을 활용하였다.

성별은 여성을 기준변수로 두었고, 연령은 연속변수로 활용하였다. 교육수준은 무학, 초졸, 중졸,

고졸, 대졸이상으로 조사되었는데 중졸이하(=0)인 경우와 고졸이상(=1)인 경우로 구분하였다. 혼인상태

의 경우, 미혼과 별거, 이혼, 사별을 무배우(기준변수)로, 혼인을 유배우로 두었다. 건강상태는 주관적

건강으로 측정하였다. 주관적 건강은 신뢰할 수 있고 측정이 간편하다는 장점이 있어 일반건강을 측정

하기 위해 활용하는 대표적인 변수이다(Kawachi, Kennedy, and Glass, 1999). 산재보험패널조사에서

주관적 건강은 1점(매우 좋지 않다)에서부터 4점(매우 좋다)까지 분포할 수 있어, 연속변수로 활용하여

점수가 높을수록 건강한 것을 의미하도록 하였다. 사회경제적 지위는 상층, 중상층, 중하층, 하층(기준변

수)으로 대답하도록 되어 있으나, 1차년도 자료에서는 상층이라고 대답한 경우가 없었다.

장해유무는 산업재해로 인해 장해가 발생했는지의 여부를 측정한다. 장해가 없는 경우를 0, 장해가

있는 경우를 1로 코딩하여, 장해가 없는 경우를 기준변수로 두었다. 재활서비스의 경우에도 장해유무와

마찬가지로 서비스를 받은 경험이 없는 경우를 기준변수로 하고, 서비스를 받은 경우를 1로 코딩하였다.

참고로 장해유무와 재활서비스 이용여부는 1차년도에만 조사되었다.

일자리 만족도(3차년도)는 임금/소득, 취업의 안정성, 일의 내용, 근로환경, 근로시간, 개인의 발전

가능성, 의사소통/대인관계, 인사고과의 공정성, 복지후생, 전반적 만족도의 10문항에 대해 5점 리커트

척도로 응답하도록 되어 있으며, 점수가 높을수록 만족도가 높은 것으로 재구성하였다.


228

측정 변수 내용 단위

종속변수

삶의 질

가족의 수입

여가생활

주거환경

가족관계

친인척관계

사회적 친분 관계

3차년도의

각 항목에 대한

만족도의 합

1=매우 불만족

2=불만족

3=보통

4=만족

5=매우 만족

독립변수

고용형태 변화유형3차년도 고용형태와

산재 전 고용형태의 변화

상용직→상용직(기준)

상용직→임시/일용직

임시/일용직→상용직

임시/일용직→임시/일용직

통제변수

성별 응답자의 성별 여=0, 남=1

연령 응답자의 연령(연속변수) 세

교육수준 응답자의 최종학력 0=중졸 이하, 1=고졸 이상

배우자유무 응답자의 배우자유무 0=무배우, 1=유배우

건강상태 평가 주관적 건강

매우 좋지 않다=1

좋지 않은 편이다=2

좋은 편이다=3

매우 좋다=4

사회경제적 지위1)소득, 직업, 교육, 재산 등을

고려한 주관적 지위

1=하층(기준)

2=중하층

3=중상층

장해유무 산업재해로 인한 장해유무 없다=0, 있다=1

재활서비스 이용여부산업재해 후 재활서비스

이용여부이용안함=0, 이용함=1

일자리 만족도

(3차년도)

임금/소득, 취업안정성

일의 내용, 근로환경

근로시간,

개인의 발전가능성

의사소통/대인관계

인사고과의 공정성

복지후생, 전반적 만족도

1=매우 불만족,

2=불만족,

3=보통,

4=만족,

5=매우만족

<표� 2> 변수의�정의�

1) 사회경제적 지위는 상층, 중상층, 중하층, 하층으로 대답하도록 되어 있으나, 상층이라고 대답한 사람이 없어, 중상층을 기준변수로 두고 분석하였다.



IV. 분석결과

1.� 기술적�분석�결과�

1)� 고용형태�변화�유형

모형에 대한 분석에 앞서 분석대상의 고용형태 변화유형의 특성을 살펴보면 <표 3>과 같다. 산재

전과 3차년도 모두 상용직의 고용형태를 갖고 있는 경우는 50.61%로 나타났다. 또한 산재 전과 3차년

모두 임시/일용직의 고용형태를 갖는 경우는 32.82%로 분석되었다. 상용직에서 임시/일용직으로 이동한

경우는 8.89%였으며, 임시/일용직에서 상용직으로 이동한 경우는 7.68%로 나타났다.

<표� 3> 분석대상의�고용형태�변화�유형(n=1,237)

(단위: %)

고용형태 변화 유형빈도 %

산재전 → 3차년도

상용직 → 상용직 626 50.61

상용직 → 임시/일용직 110 8.89

임시/일용직 → 상용직 95 7.68

임시/일용직 → 임시/일용직 406 32.82

합계 1,237 100

<표 4>에서는 고용형태 변화유형을 인구사회학적 요인을 기준으로 살펴보았다. 또한 고용형태 변

화유형이 인구사회학적 요인별로 통계적으로 유의한 차이가 있는지를 카이검증을 통해 분석하였다.

분석에 포함된 남성과 여성의 비율은 다소 큰 차이가 있었다. 여성응답자는 전체응답자의 약 15%

에 불과한 것으로 나타난 것이다. 성별에 따른 고용형태 변화유형의 경우 남성응답자의 7.90%가 상용

직에서 임시/일용직으로 변화하였고, 7.33%가 임시/일용직에서 상용직으로 변화하였다. 그 외 대부분

(84.76%)은 산재전과 3차년도의 고용형태가 일치하는 것으로 나타났다. 여성의 경우, 남성에 비해 고용

형태가 변화한 비율이 보다 높게 나타났다. 여성의 14.44%가 상용직에서 임시/일용직으로 고용형태가

변화하였으며, 9.63%가 임시/일용직에서 상용직으로 이동한 것으로 분석되었다. 산재 전과 3차년도의

고용형태가 동일한 경우는 75.94%로 나타났다.

다음으로 연령별 특성에 따른 고용형태의 변화유형은 다음과 같다. 30세 이하인 경우에는 -즉 청

년층인 경우- 다른 연령층에 비해 임시/일용직에서 상용직으로 이동한 비율이 높았다. 30세 이하인 경

우 28.33%가 임시/일용직에서 상용직으로 고용형태가 변화한 것이다. 이에 반해, 65세 이상인, 노인에

해당하는 경우 임시/일용직에서 상용직으로 고용형태가 변화한 경우는 75사례 중 1사례인 1.33%에 불

과하였으며, 상용직에서 임시/일용직으로 이동한 경우는 20%를 차지하는 것으로 나타났다.

교육수준의 경우 중졸이하인 경우와 고졸 이상인 경우로 구분하여 살펴보았다. 분석에 따르면, 중

졸 이하인 경우, 상용직에서 임시/일용직으로 고용형태가 변화한 비율은 11.14%로 나타났으며, 임시/일


230

용직에서 상용직으로 고용형태가 변화한 비율 (5.68%)에 비해 높게 나타났다. 반면, 고졸 이상의 교육

수준을 가진 경우에는 8.78%가 임시/일용직에서 상용직으로 이동하였으며, 7.65%가 상용직에서 임시/

일용직으로 이동한 것을 볼 수 있다. 중졸이하에서는 임시직을 유지하는 비율이 가장 높았고(52.27%),

고졸이상에서는 상용직을 유지하는 비율(61.48%)이 가장 높았다.

또한, 건강이 매우 좋지 않거나 좋지 않은 편인 경우에는 임시/일용직을 유지하고 있는 경우가 각

각 57.14%와 45.12%로 고용형태 변화유형 중 가장 높은 것으로 나타났다. 또한 건강이 매우 좋은 편

이거나 좋은 편인 경우에는 상용직을 유지한 경우가 각각 62.71%와 60.20%로 고용형태 변화유형 중

가장 많은 것으로 나타났다.

사회경제적 지위별 특성을 살펴보면 1차년도에 자신이 상층에 속한다고 응답한 분석대상자는 없는

것으로 나타났다. 그러나 사회경제적 지위가 높을수록 상용직을 유지하고 있는 집단의 비율이 높은 것


<표� 4> 고용형태�변화�유형별�일반적�특성(n=1,237)

(단위: %)

상용 → 상용

상용 →임시/일용

임시/일용 →상용

임시/일용 →임시/일용

합계

성별*남성 538 51.24 83 7.90 77 7.33 352 33.52 1,050 100여성 88 47.06 27 14.44 18 9.63 54 28.88 187 100

연령***≦ 30세 32 53.33 5 8.33 17 28.33 6 10.00 60 10031~64세 574 52.09 90 8.17 77 6.99 361 32.76 1,102 100≧ 65세 20 26.67 15 20.00 1 1.33 39 52.00 75 100

교육수준***중졸 이하 136 30.91 49 11.14 25 5.68 230 52.27 440 100고졸 이상 490 61.48 61 7.65 70 8.78 176 22.08 797 100

배우자 유무없음 161 46.53 36 10.40 34 9.83 115 33.24 346 100있음 465 52.19 74 8.31 61 6.85 291 32.66 891 100

건강상태***매우 좋지 않다 12 28.57 4 9.52 2 4.76 24 57.14 42 100좋지 않은 편이다 152 35.35 45 10.47 39 9.07 194 45.12 430 100좋은 편이다 425 60.20 56 7.93 47 6.66 178 25.21 706 100매우 좋다 37 62.71 5 8.47 7 11.86 10 16.95 59 100

사회경제적 지위***상층 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0중상층 56 80.00 2 2.86 5 7.14 7 10.00 70 100중하층 390 58.21 49 7.31 45 6.72 186 27.76 670 100하층 180 36.22 59 11.87 45 9.05 213 42.86 497 100

장해 유무없음 114 50.44 20 8.85 24 10.62 68 30.09 226 100있음 512 50.64 90 8.90 71 7.02 338 33.43 1,011 100

재활서비스 여부이용안함 316 50.72 49 7.87 43 6.90 215 34.51 623 100이용함 310 50.49 61 9.93 52 8.47 191 31.11 614 100합계 626 50.61 110 8.89 95 7.68 406 32.82 1,237 100

* p<.05, ** p<.01, *** p<.001



2)� 주요변수의�상관관계� �

주요 변수간의 상관관계는 다음 <표 5>에서 정리하였다. 분석결과 삶의 질과 유의한 상관을 보

인 변수는 고용변화, 교육수준, 배우자유무, 건강상태, 사회경제적 지위, 장해유무, 재활서비스 여부, 일

자리 만족도인 것으로 나타났다. 성별과 연령은 삶의 질과 통계적으로 유의한 상관이 발견되지 않았다.

<표� 5> 주요�변수의�상관관계(n=1,237)

a b c d e f g h i j k

삶의 질 1.00

고용형태변화

-.18***

1.00

성별 -.01 .01 1.00

연령 -.05.29

***-.13*

**1.00

교육수준.15

***-.31***

.15***

-.54***

1.00

배우자유무

.18***

-.03.12

***.30

***-.01 1.00

건강상태.19

***-.24*

**.02

-.18***

.18***

-.01 1.00

사회경제적지위

.31***

-.24***

-.01-.14***

.19***

.19***

.23***

1.00

장해유무-.06

*.01

.12***

.09***

-.04 .05-.16***

-.02 1.00

재활서비스여부

-.06*

-.02 .01.06

*-.01

.06*

-.15***

.02.30

***1.00

일자리만족도

.42***

-.13***

-.01 -.03.11

***.05

.16***

.22***

-.03-.06

*1.00

a: 삶의 질, b: 고용형태 변화, c: 성별, d: 연령, e: 교육수준, f: 배우자 유무, g: 건강상태, h: 사회경제적 지위,

i: 장해유무, j: 재활서비스 이용여부, k: 일자리만족도

2.� 연구모형�분석�

우선, 다중공선성 분석결과 연구모형의 평균 분산팽창계수(VIF)는 1.25이었으며, 최대값은 1.77로

다중공선성의 문제는 없는 것으로 확인되었다(Allison, 1998). 또한 고용형태 변화가 삶의 질에 미치는

영향을 다중회귀분석으로 분석한 결과는 <표 6>에 정리하였다. 연구모형은 통계적으로 유의한 것으로

나타났으며(F=33.07, p<.001), 모델의 설명력은 25%로 나타났다.


232

<표� 6> 고용형태�변화가�삶의�질에� 미치는�영향(n=1,237)

β b s.e t

독립변수: 고용형태변화(기준: 상용→상용)

상용→임시/일용 -.084** -.841 .263 -3.20

임시/일용→상용 .008 .081 .275 0.29

임시/일용→임시/일용 -.089** -.537 .176 -3.06

통제변수

성별(기준: 여성) 남성 -.026 -.204 .204 -1.00

연령 .032 .009 .009 0.98

교육수준(기준: 중졸이하) 고졸이상 .064* .379 .180 2.10

배우자유무(기준: 없음) 있음 .124*** .786 .174 4.53

건강상태 .059* .267 .120 2.22

사회경제적 지위(준거: 하층)중하층 .152*** .868 .157 5.53

중상층 .113*** 1.386 .332 4.18

장해유무(기준: 장해없음) 있음 -.025 -.185 .194 -0.96

재활서비스 이용여부(기준: 이용안함)

이용함 -.032 -.184 .149 -1.24

일자리만족도(3차년도) .335*** 1.221 .094 12.99

상수 . 14.727 .675 21.80

모델요약F= 33.07***

R2=0.260, Adj. R2=0.252

* p<.05, ** p<.01, *** p<.001

분석결과에 따르면, 상용직에서 일용/임시직으로 고용형태가 변화한 집단(β=-.084, p<.01)과 임시

/일용직에서 임시/일용직으로 유지한 집단(β=-.089, p<.01)은 상용직에서 상용직으로 이동한 집단에

비해 삶의 질이 낮은 것으로 나타났다. 임시/일용직에서 상용직으로 고용형태가 이동한 집단은 상용직

을 유지한 집단에 비해 삶의 질이 높은 것으로 나타났으나 통계적으로 유의하지는 않았다.

통제변수의 경우, 교육수준이 중졸이하에 비해 고졸이상인 경우가(β=.064, p<.05), 배우자가 없는

경우에 비해 있는 경우에(β=.124, p<.001) 삶의 질이 더 높은 것으로 나타났다. 또한 건강상태가 좋을

수록 삶의 질이 높은 것으로 나타났으며(β=.059, p<.05), 사회경제적 지위가 하층인 경우에 비해 중하

층(β=.152, p<.001)과 중상층이라고 대답한 경우에(β=.113, p<.001), 현재의 일자리 만족도가 높을수

록(β=.335, p<.001) 삶의 질이 높게 나타났다. 이밖에 성별, 연령, 장해유무, 재활서비스이용여부는 삶

의 질과 관계가 없는 것으로 밝혀졌다.



V. 결론�및�논의

1.� 연구결과에�대한�논의

최근 노동과 관련된 연구들은 일자리의 질에 주목한다. 특히, 선행연구들은 고용형태는 근로자의

삶의 질과 밀접한 관련이 있음을 밝히고 있다. 그러나 정작 노동영역에 있어 대표적인 취약집단이라 할

수 있는 산재근로자의 고용의 질을 다룬 연구와 고용과 삶의 질을 다룬 연구는 찾아보기 어렵다. 산재

근로자와 관련해서는 그동안 고용의 질 보다는 양적인 측면, 즉 직장복귀 그 자체에 초점이 맞추어져

논의가 이루어져 왔고, 삶의 질과 관련해서는 주로 심리사회적 측면, 건강 측면, 또는 산재보상서비스

측면을 중심으로 연구가 수행되어 왔기 때문이다.

이에 본 연구에서는 대표적 노동취약집단인 산재근로자를 대상으로, 그들의 고용형태의 변화와 삶

의 질 간의 관계를 살펴보고자 하였다. 구체적으로, 산재 전과 이후의 고용형태의 변화가 현재의 삶의

질에 어떠한 영향을 미치는지를 파악하고자 하였다. 분석을 위한 자료로는 근로복지공단의 산재보험패

널조사 1차년도 자료와 3차년도 자료를 활용하였다. 주요 분석결과에 대한 논의는 다음과 같다.

첫째, 일자리의 이동여부와 관계없이, 산재근로자는 상용직 고용형태를 유지한 경우와 임시/일용직

고용형태를 유지한 경우가 가장 많은 것으로 나타났다. 거칠게 표현하면, 일종의 분절된 노동시장 구조

가 보여지는 것이라 할 수도 있을 것이다. 또한 고용형태 변화 유형별 일반적 특성을 살펴본 결과에 따

르면, 상용직을 유지하는 집단은 비교적 연령이 젊고, 교육수준이 높으며, 건강하고, 사회경제적 지위가

높은 경우가 많았다. 이에 반해, 임시/일용직을 유지하는 집단은 상대적으로 65세 이상의 노인의 비율이

높으며, 중졸이하의 학력을 가진 경우가 많았으며, 건강이 좋지 않고, 사회경제적 지위가 낮은 경우가

많은 것으로 나타났다. 이는 비교적 좋은 조건의 근로자들의 경제활동 참여 및 복귀 가능성이 높다는

선행연구들(양재성·오순복·임성수, 2012; 안준기·오세미, 2015; MacKenzie et al., 1998)의 연구결과와도

연결지어 이해해 볼 수 있다.

둘째, 연구모형 분석결과 고용형태의 변화는 산재근로자의 삶의 질에 통계적으로 유의한 영향을 미

치는 것으로 나타났다. 다시 말해, 산재 전과 최근의 고용형태의 변화는 현재의 삶의 질에 영향을 미치

는 것으로 분석된 것이다. 구체적으로 상용직에서 임시/일용직으로 고용형태가 이동한 경우와 임시/일용

직을 유지한 경우에 상용직을 유지한 집단에 비해 삶의 질이 낮은 것으로 나타났다. 통제변수 중에서는

중졸이하에 비해 고졸이상인 경우와, 배우자가 없는 경우보다 있는 경우에, 그리고 건강상태가 좋고, 사

회경제적 지위가 높을수록, 일자리에 대한 만족도가 높을수록 삶의 질이 높은 것으로 나타났다.

이러한 분석결과는 일반 근로자들을 대상으로 한 선행연구들(배화숙, 2008; 전은숙 외, 2009;

Bardasi and Francesconi, 2004; Millar, 2007; Kompier et al., 2009)의 결과와 일치하는 것이라 할 수

있다. 상용직이 안정적인 일자리인지에 대해서는 추가적인 논의가 필요한 부분일 것이다. 그러나 상대적

으로 안정적인 일자리에서 불안정적인 일자리로의 이동은 산재근로자의 삶의 질을 떨어뜨리는 요인으로

작용함이 확인된 것이라 볼 수 있다. 또한 본 연구는 일부 직무만족이나 고용만족변수를 투입할 경우

고용형태나 고용형태의 변화의 영향력이 사라진 기존 연구결과와는 달리, 일자리 만족도를 통제 한 후

에도 고용형태의 변화는 산재근로자의 삶의 질에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 보다 정교한

비교연구를 통해 규명될 필요는 있겠으나 고용형태 변화는 일반근로자보다 산재근로자에게 더욱 큰 삶

의 질의 영향요인일 가능성을 보여주는 것이라 할 수 있다. 상용직을 유지하고 있는 집단에 비해 임시/


234

일용직을 유지하고 있는 집단의 현재의 삶의 질이 낮게 나타난 것과 관련해서는, 불안정 고용이 개인의

삶의 질에 미치는 부정적 영향력에 대한 기존 연구들의 결과들이 산재근로자에서도 동일하게 나타난 것

으로 이해할 수 있다.

이러한 결과 및 논의들은 산재근로자를 대상으로 한 고용 및 노동정책은 일자리의 복귀차원을 넘

어 복귀한 일자리의 질에 초점이 두어져야 하며, 동시에 안정적인 일자리를 확장해 나가려는 정책적 의

지와 노력이 필요함을 보여주는 것이라 할 수 있다. 또한, 분석결과들은 산재근로자의 고용과 삶의 질

영역에 대한 사회과학 분야의 연구들이 보다 활발하게 이루어져야 함을 보여준다. 삶의 질은 단지 건강

만이 아닌 다양한 영역으로 구성된다. 또한 사회현상 및 구조에 대한 분석과 통찰, 그리고 심리사회적

측면을 중요하게 고려하는 사회과학분야의 전통은 산재근로자의 고용과 삶의 질을 이해하고, 정책적, 실

천적 논의들을 이끌어 내는데 효과적일 수 있기 때문이다.

2.� 연구의�의의,� 제한점�및� 후속연구를�위한�제언

본 연구는 노동시장의 대표적인 취약집단인 산재근로자를 대상으로 그들의 산재 전과 현재의 고용

형태의 변화가 현재의 삶의 질에 어떠한 영향을 미치는지를 가장 최신의 대표성 있는 종단자료를 활용

하여 분석한 국내 최초의 실증연구라는 점에서 학문적 의의가 있다. 주로 산재보상이나 심리사회적 요

인에 초점을 둔 기존 연구의 한계를 넘어 산재근로자의 삶의 질을 향상시키기 위해서는 고용형태 즉,

일자리의 질이 중요함을 밝힌 것이다. 또한 기존의 고용형태의 변화와 관련된 연구들이 주로 근로자의

건강을 다루고 있기 때문에, 안정된 일자리에서 불안정한 일자리로의 이동은 삶의 질에도 부정적인 영

향을 미친다는 본 연구의 결과는 안정적 일자리의 중요성에 대한 논의를 한 단계 더 끌어올리는 계기가

될 것이다.

본 연구의 한계와 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 우선, 본 연구에서는 고용형태의 변화를

살펴보기 위해 산재 전의 고용형태와 3차년도의 고용형태만을 고려하였다. 즉, 산재 직후 복귀한 일자리

의 고용형태와 2차년도의 고용형태는 고려하지 않은 것이다. 후속연구를 통해 고용형태의 변화를 보다

정교하게 분류하고, 이러한 변화가 그들의 삶의 질에 어떠한 영향을 미치는지 밝혀낼 수 있다면 이는

산재근로자의 고용과 삶의 질 향상을 위한 보다 견고한 과학적 근거가 될 수 있으리라 본다. 다음으로,

후속연구에서는 보다 다차원적인 삶의 질을 고려해 볼 수 있을 것이다. 본 연구에서는 삶의 질에 대한

최신의 접근을 활용하여 주관적 삶의 질로서 생활만족에 주목하였으나 보다 다양한 주관적 삶의 질의

측면이나 객관적 삶의 질의 차원을 포함할 수 있다면 산재근로자의 삶의 질 향상을 위한 발판을 마련하

는데 더욱 큰 기여를 할 수 있을 것이다. 마지막으로 본 연구에서는 고용형태를 상용직, 임시/일용직으

로 구분하였으나, 더욱 정교한 범주를 적용하여 다양한 고용형태로 분류해 볼 수도 있을 것이다.



참고문헌

강선경, 노지현, 2013. “산업재해 이후 산재장해인의 삶의 적응에 관한 현상학적 연구: 삶의

재구축”, 『직업재활연구』23(1), 한국직업재활학회, 107-129.

강수돌, 2002, 『노사관계와 삶의 질』, 한울아카데미.

고용노동부, 2015, 『2015년 산업재해 발생현황』, 고용노동부.

고용노동부, 2015, 『2014 산업재해현황분석』, 고용노동부.

근로복지공단, 2016, 『제3차 산재보험패널조사 이용자 안내서』, 근로복지공단.

김미옥, 2008, “중도장애인의 레질리언스 과정에 관한 연구”, 『한국사회복지학』, 60(2),

한국사회복지학회, 99-129.

김봉선, 2007. “장애인의 ‘삶의 질’ 결정요인: 뇌성마비인의 환경적 특성과 사회적 참여를

중심으로”, 『사회복지정책』 29, 한국사회복지정책학회, 5-28.

김상균, 1996. 『삶의 질 향상을 위한 길잡이』, 나남출판.

김선미, 김은하, 2015, “산재근로자의 삶의 질에 영향을 미치는 요인-심리사회적 요인을 중심으로”,

『사회과학연구』10, 충남대학교 사회과학연구소, 389-411.

김수인, 2000, “산업재해 환자의 삶의 질, 자살사고 및 우울증상에 관한 연구”, 석사학위논문,

이화여자대학교 대학원.

김수정, 이미, 2014, “산재보상서비스가 산재근로자의 삶의 질에 미치는 영향: 자기효능감의

매개효과를 중심으로”, 제1회 산재보험패널 학술대회 논문집, 117-138.

김왕배, 1995, “한국 근로자들의 삶과 질-사회의식과 생활만족을 중심으로”, 『사회 발전연구』

창간호, 연세대학교 사회발전연구소, 107-128.

김정연, 이은주, 하은희, 2001, “산업재해 환자들의 건강관련 삶의 질에 관한 연구”,

『대한산업의학회지』13(2), 대한산업의학회, 141-151.

김종일, 2013, “장애인근로자의 장애수용, 차별경험, 사회경제적 지위가 직무만족과 생활만족에

미치는 영향”, 『장애와 고용』23(4), 한국장애인고용공단 고용개발원, 59-87.

김호임, 2006, “SF-36을 이용한 산업재해 환자의 삶의 질”, 석사학위논문, 고려대학교 보건대학원.

박소연, 2012, 산재장애인의 성공적인 직업복귀 과정과 관련 요인. 『재활복지』16(3)

한국장애인재활협회, 293-318.

박수경, 김동기, 2006. “산재환자의 정신건강에 미치는 요인에 관한 연구”, 『재활복지』10(3),

한국장애인재활협회, 150-174.

박은주, 홍백의, 2012, “산재근로자의 산재 경험 후 종사상지위 변화에 관한 연구”,

『사회보장연구』28(2), 한국사회보장학회, 121-152.


236

박재규, 2001a, “신자유주의 경제정책과 노동자의 삶의 질 변화: 한국의 사례”,

『한국사회학』 35(6), 한국사회학회, 79-104.

박재규, 2001b, “노동자의 직무만족과 삶의 질 변화에 관한 경험적 연구”, 제3회

한국노동패널학술대회 자료집.

박종식, 이경용, 2014, “일이 건강에 미치는 영향에 대한 불안정 근로자의 인식 특성”, 『보건과

사회과학』35, 한국보건사회학회, 239-262.

박진욱, 정민수, 2008, “일반화추정방정식(GEE) 모형을 적용한 비정규직 노동자의 고용형태 변동과

건강수준 차이 연구”, 『사회연구』16(2), 한국사회조사 연구소, 77-103.

_____·한윤정·김승섭, 2007. “고용형태의 변화에 따른 건강불평등”. 『예방의학회지』 40(5),

대한예방의학회, 388-396.

배화숙, 2010, “임금근로자와 비임금근로자의 고용형태 변화에 따른 생활만족도 차이 분석”,

『사회복지정책』37(2), 한국사회복지정책학회, 325-344.

박용순, 송진영, 2012, “중장년층 장애인의 정규직 상태변화가 생활만족도에 미치는 영향에 관한

종단연구-성별과 장애정도의 비교를 중심으로”, 『장애와 고용』 22(4), 한국장애인고용공단

고용개발원, 113-137.


미치는 영향”, 3-25. 제2회 산재보험패널 학술대회 논문집.

안준기, 오세미, 2015, “산재근로자의 경제활동 변동 및 자존감에 영향을 미치는 요인에 관한

연구” 『사회보장연구』31(1), 한국사회보장학회, 109-135.

양재성, 오순복, 임성수, 2012, “산재근로자 직업복귀 형태에 영향을 미치는 결정요인

분석-요양종결 후 장해판정자를 중심으로-”, 『사회보장연구』 28(3), 한국사회보장학회,

153-176.

이병훈, 윤정향, 2006, “사회계층의식의 변동에 관한 연구”, 『경제와 사회』70,111-140.

이승렬, 2005, 『산재근로자의 노동이동에 관한 연구:장해판정자의 취업력 분석』, 노동연구원.

_____, 2007, “산재근로자의 전직행동에 관한 분석”, 경제학연구 55(2), 5-34.

이승욱·박은주, 2011, 산재장해인 직업적응 실태와 개선방안 연구, 근로복지공단

산재보험연구센터.

이인숙, 배화숙, 2008, “고용형태가 삶의 질에 미치는 영향 분석”, 『사회보장연구』24(2),

한국사회보장학회, 53-80.

이숙현, 서혜영, 2002. “기혼 남성의 삶의 질에 관한 연구-직업 및 가족 변인을 중심으로-”,

『가족과 문화』14(2), 한국가족학회, 3-30.

이현송, 1997, “주관적 삶의 질의 구성과 결정요인”, 제1회 한국노동패널 학술대회 논문집.

_____, 2006, 산재보험 급여수급자의 삶의 질에 관한 연구, 『사회보장연구』, 22(1),

한국사회보장학회, 153-177.



_____, 오진주, 최정명, 현혜진, 윤순녕, 2003, “산업재해 장애인의 사회적지지에 관한 연구”.

『한국산업간호학회지』12(1), 한국산업간호학회, 80-88.

장민경, 2015, “산재근로자의 보상수준별 소유자원과 삶의 질 간의 연관관계”, 제2회 산재보험패널

학술대회 논문집, 97-113.

전은숙, 이강숙, 이선영, 유지희, 홍아름, 2009, “병원 근로자들의 고용형태에 따른 직무 스트레스와

삶의 질의 관계”, 『대한산업의학회지』, 21, 대한산업 의학회, 28-37.

정혜주, Muntaner, C. 2011, “고용관계와 건강불평등: 경로와 메커니즘에 관한탐색”.

『한국사회정책』 18(2), 한국사회정책학회, 245-287.

최완석, 김보경, 문옥곤, 김기도, 염동문, 2015, “요양을 마친 한국인 산업재해근로자의

통증자극횟수가 생활만족에 미치는 영향”, 제2회 산재보험패널 학술대회 논문집, 27-40.

한성덕 외, 1998. 삶의 질』, 한국국제지역사회개발학회.

Allison, P. D., 1998, Multiple regression: A Primer, Pine Forge Press.

Baragaba, B., Alghnam, S., and Bernacki, E. J., 2016, “Work-related injuriesand health-related

quality of life among US workers: A longitudinal study of a population-based sample”,

Journal of Occupational and Environmental Medicine, 58(4), 385-390.

Bardasi, E. and Francesconi, M., 2004, “The impact of atypical employment on individual

wellbeing: evidence form a panel of British workers”, Social Science and Medicine, 58,

1671-1688.

Brief A. P., Butcher, A. H., George, J. M., and Link, K. E., 1993, “Integrating bottom-up

and top-down theories of subjective well-being: The case of health”, Journal of Personality

and Social Psychology, 64, 646-653.

Bültmann, U., Franche, R., Hogg-Johnson, S., Cote, P., Lee, H., Severin, C., Vidmar, M.,

Carnide, N., 2007, “Health status, work limitations, and return-to-work trajectories in injured

workers with musculoskeletal disorders“, Quality of Life Research, 16(7), 1167-1178.

Cvetkovski, R. S., Zachariae, R., Jensen H., Olsen, J., Johansen, J. D., Agner, T., 2006,

“Quality of life and depression in a population of occupational hand eczema patients“, Contact

Dermatitis, 54, 106-111.

Dubos, R., 1976, “The state of health and the quality of life”, Western Journal of Medicine,

125(1), 8-9.

Engel, G. L., 1980, “The clinical application of the biopsychosocial model”, American Journal

of Psychiatry, 137, 535-544

Lazarsfeld, P. F., 1959, Problems in methodology. In Sociology Today, eds R. Merton, L.

Broom and L. Cottrell, pp. 39-78. Basic Books, New York.

Kawachi, I., Kennedy, B. P., and Glass, R., 1999, Social capital and self-rated health: a


238

contextual analysis. American Journal of Public Health, 89(8), 1187-1193.

Kompier, M., Ybema, J. F., Janssen, J., and Taris, T., 2009, “Employment contracts:

cross-sectional and longitudinal relations with quality of working life, health and well-being”,

Journal of Occupational Health, 51(3), 193-203.

MacKenzie, E., Morris, J., Jurkovich, G., Yasui Y., Cushing, B., Gurgess, A., DeLateur, B.,

McAndrew, M., and Swiontkowski, M., 1998, “Return to work following injury: the role of

economic, social, and job-related factors”, American Journal of Public Health, 88(11),

American Public Health Association, 1630-1637.

Millar, J., 2007, “The dynamics of poverty and employment: The contribution of qualitative

longitudinal research to understanding transition, adatation, and trajectories”, Social Policy and

Society, 6(4), 533-544.

Polinder, S., Haagsma, J. A., Belt, E., Lyons, R. A., Erasmus, V., Lund, J., van Beeck, E. F.,

(2010), “A systematic review of studies measuring health-related quality of life of general

injury populations“, BMC Public Health, 10, 1-13.

Shumaker, S. A., Anderson, R. T., & Czajkowski, S. M., 1990, “Psychological tests and

scales”, Quality of Life Assessments in Clinical Trials, 95-113.

Viana, S. O., Sampaio, R. F., Mancini, M. C., Parreira, V. F., and Drummond, A. S., 2007,

“Life satisfaction of workers with work-related musculoskeletal disorders in Brazil: associations

with symptoms, functional limitation and coping”, Journal of Occupational Rehabilitation,

17(1), 33-46.

Young, K. J., and Longman, A. J., 1983, “Quality of life and persons with melanoma: A pilot

study”, Cancer Nursing, 6(3), 219-226.

Walker, S. R., and Rosser, R. M., 1988, “Quality of Life. Assessment and Aplication”

Lancaster: MTP Press.

Westman, A., Linton, S. J., Theorell, T., Öhrvik, J., 2006, “Quality of life and maintenance of

improvements after early multimodal rehabilitation: a 5-year follow-up”, Disability and

Rehabilitation, 28(7), 437-446.


부록� 1-2.�산재근로자의�삶의�만족도�발달궤적과�예측요인 239

부록 1-2

산재근로자의 삶의 만족도 발달궤적과 예측요인

이은실* 고하림** 정준영***

요� � 약

본� 연구의�목적은� 산재근로자의� 삶의� 만족도� 발달궤적과� 그� 예측요인을� 파악하는� 것이다. 이를�위해�근로복지공단이�제공하는�산재보험패널조사� 1차년도에서� 3차년도의�자료를�활용하여, 요양이� 종결된�산재근로자� 2,000명을�대상으로�잠재성장곡선모형을� 적용하여� 분석하였다. 분석결과� 산재근로자의� 삶의� 만족도� 발달궤적은� 선형모형으로� 변화하는� 것으로� 나타났고, 시간이� 갈수록�증가하는�양상을�보였다. 삶의�만족도�발달궤적의�예측요인을�분석한�결과, 삶의�만족도�초기값에�영향을�미치는� 요인은�성별, 교육수준, 혼인상태, 경제활동상태, 재활서비스�욕구, 주관적�건강, 사회참여, 자기효능감이었으며, 변화율에는� 교육수준, 주관적� 건강, 자기효능감이� 영향을� 미치는� 것으로�나타났다. 이러한�연구결과들을�바탕으로�산재근로자의�삶의�질�향상을�위한�함의를�논의하였다.

※ 주제어: 산재근로자, 삶의�만족도, 발달궤적, 잠재성장모형

I. 서론

산업의 발달은 경제 성장이라는 긍정적인 성과를 가져왔으나, 새로운 기술의 도입은 산업 현장에서

크고 작은 재해의 위험성 또한 증가시키고 있다. 고용노동부(2016)의 통계에 의하면, 2015년 산업재해

로 인한 재해자는 90,129명으로 재해율은 0.5%를 보이고 있다. 이는 전년대비 감소한 수치이기는 하나,

2000년에는 68,976명이었던 재해자가 해마다가 증가하고 있으며, 2008년 이후 9만 명 이상의 근로자가

산업재해로 어려움을 겪고 있는 것으로 보고된다.

산업재해는 근로자의 노동능력을 손상시키고, 신체적․정신적 장해를 야기하기 때문에 근로자의 삶

에서 중대한 사건이다. 이들은 높은 신체적 손상과 함께 우울, 불안, 강박증, 대인민감성, 적대감 및 외

상후 스트레스 장애 등 정신건강의 어려움을 경험하기 때문에 삶의 질이 낮아지게 된다. 대부분의 산재

근로자는 겉으로 드러나는 신체적 손상에 대해서는 치료를 받지만, 이후의 삶에 대해서는 제대로 도움

을 받지 못하는 상황이다(김미옥․박은주, 2013).

* 전북대학교 사회복지학과** 전북대학교 사회복지학과*** 전북대학교 사회복지학과


240

또한, 산업재해는 근로자의 노동시장 참여형태와 임금에 영향을 미치기 때문에 개인의 삶뿐만 아니

라 가족의 삶에 대한 위협이 되기도 한다. 따라서 산재근로자의 원직복귀를 포함한 직업복귀에 영향을

미치는 요인에 관한 연구들이 활발하게 이루어져 왔다(송진영, 2014). 뿐만 아니라 산재보험 정책 역시

산재근로자의 직업복귀가 가장 큰 관심의 대상이 되며, 현재 추진 중인 제4차 산재보험재활사업 중기발

전계획 역시 직업복귀율을 향상시키는 것을 주요 골자로 하고 있다.

산재장해인의 직업 복귀율은 2010년 48.7%에서 2014년에는 52.5% 상승하였지만, 원직복귀의 경

우는 2010년 39.8%에서 2014년 40.2%로 상승률이 크지 않고(고용노동부, 2015b). 산재보험패널 조사

에서는 1차년도에 34.8%였던 원직복귀자가 3차년도에는 29.3%로 줄어드는 결과를 보이고 있다(근로복

지공단, 2016a). 이는 산재근로자들이 원직복귀보다는 재취업의 형태로 경제활동에 참여 할 가능성이

높고, 원직에 복귀했다고 하더라도 복귀 이후 근속기간이 짧아 일자리 질이 변화 할 수 있음을 보여주

는 결과라 하겠다.

산재근로자는 일자리의 변화뿐만 아니라 산업 재해를 당한 이후 사회적 인식이나 개인적 삶의 변

화로 인해 삶의 질에도 변화가 예상되지만, 이에 대한 연구는 부족한 편이었다. 김미란(2014)은 산재근

로자의 삶의 질을 설명하는 이론적 모형을 구축하여 산재근로자의 삶의 만족도를 탐색하고자 하였으나,

요양 중인 환자를 대상으로 하고 있어 요양 종료 후의 삶을 탐색하기는 어려운 한계를 갖는다. 산재 요

양 종료 후의 삶의 질이나 만족과 관련된 연구로는 김수정․이미(2014), 김선미․김은하(2014)와, 전보영

등(2010)의 연구가 있으며 원직장 복귀자를 대상으로 한 송진영(2014)의 연구 등 소수에 불과하다.

이들 연구는 산재근로자의 직장복귀를 중심으로 논의되었던 산재근로자의 삶에 대한 연구의 범위

를 확장하고, 삶의 만족도를 탐색해본 점에서 의미가 있지만, 대부분의 연구들이 시간의 흐름을 고려하

지 않은 횡단연구로 이루어져 정확한 인과관계를 규명하기에는 한계가 있다. 삶의 만족도는 주관성과

유동성을 지니고 있는 것으로써 개인 간의 차이에 관해 시작점과 시간에 따른 변화를 동시에 고려할 필

요가 있는데, 기존의 횡단연구로는 이러한 점을 파악하기 어렵기 때문에 종단연구의 필요성이 제기된다

(이영리․신명호․홍세희, 2016).

따라서 본 연구는 횡단연구가 지니는 단점을 보완하고, 산재근로자의 삶의 만족도가 시간의 흐름에

따라 개인 내적으로 어떻게 변화하는지를 살펴보고, 이러한 삶의 만족도 변화에서 인구학적 요인, 재활

서비스, 건강, 심리사회적 요인들이 어떻게 관련되어 있는지 살펴보고자 한다. 이를 통해 산재근로자의

삶의 만족도의 변화와 이에 대한 영향요인을 밝힘으로써, 개인간의 다양성을 파악하는데 의의가 있다.




1.� 삶의�만족도의�개념�및�변화

삶의 만족도라는 개념은 개인이 자신의 삶을 어떻게 인식하고 있는 가를 보여주는 것으로(문필동·

이정화, 2014), 삶의 질(quality of life), 심리적 안녕감(psychological well-being), 주관적 안녕감

(subjective well-being)과 유사한 개념으로 사용되고 있으며(이계승, 2014), 다차원적이고 복합적인 속

성을 갖는 개념이다.. 이 개념은 Neugarten 등(1961)이 노인의 삶의 만족지표(Life Satisfaction Index)

를 개발하면서 처음으로 사용하면서부터 다양한 학문 분야에서 일반적으로 사용되고 있다(박자경,

\2009; 이계승, 2014). Neugarten 등(1961)은 삶의 만족도를 자신의 일상생활을 구성하고 있는 활동

으로 기쁨을 느끼고, 자신의 삶이 의미 있고 가치 있다고 간주하며 긍정적인 자아상을 지니고, 자신의

삶의 목표를 성취했다고 느끼면서 낙천적 태도와 감정을 유지하는 것이라고 정의하였다(임인걸․김욱,

2012).

이 후 삶의 만족도에 대한 개념은 다양하게 정의되어지며 연구에 활용하고 있는데,

Campbell(1981)은 행복이나 주관적이 안녕인 만족과 유사한 개념으로 사용하였으며, 만족은 일정한 목

표나 욕구 달성에 대해 개인의 주관적인 감정 상태를 의미한다고 하였다. Windle & Wood(2004)는 개

인이 가지는 기준과 비교해 자신의 상황을 판단하는 과정이라고 하였으며, Clover(2008)는 삶의 질의

영역을 확대해, 삶의 질은 객관적이면서도 주관적인 개인의 느낌이나 사회적 관계, 지역 환경, 사회적

가치, 정치제도, 경제적 조건, 국가 간의 관계를 의미하는 광범위하면서 다차원적인 것으로 정의하였다.

앞서 논의한 개념들을 종합하여 볼 때, 산재근로자의 삶의 만족도는 산재근로자 자신이 가지고 있

는 기준과 비교하여 자신의 삶을 주관적으로 평가하는 정도라고 볼 수 있다. 산재근로자는 재해가 발생

하기 이전까지는 장애가 없이 살아왔지만, 산업현장의 사고나 질환으로 인해 장해를 입게 된 사람들로

서, 대표적인 중도장애인에 해당한다. 장애인의 삶의 만족도에 관한 연구들은 대체로 비장애인에 비해

장애인의 삶의 만족도가 낮은 것으로 나타난다(Sheppard-Jones et al., 2005). 이는 장애로부터 발생하

는 일상적 삶의 기능 제한과 사회적 차별로부터 자유롭지 못하기 때문이다(Nosek et al., 1995; 이계승,

2014).

하지만 장애역설이론(disability paradox theory)은 비장애인과 비교했을 때 장애인의 삶의 만족도

가 항상 낮은 것은 아니라고 설명한다. 이는 장애인이 장애를 얻은 사건이후에 내적 기준과 가치의 변

화, 삶의 만족에 대한 개념을 재구성함으로써 장애를 얻게 된 이전의 삶이 가능하다고 본다(Sprangers

and Schwartz, 1999). 즉, 장애인의 삶의 만족도는 적응과 반응의 변화를 통해 비장애인의 그것과 큰

차이가 없으며(박자경, 2009), 실제로 장애인의 삶의 만족도가 높게 나타나고 있음을 보여주는 연구가

보고되고 있다(Albrecht & Devlieger, 1999).

결국, 삶에 대한 만족도는 주관적인 개념으로 시간이 지남에 따라 다양한 요인에 의해 변화할 수

있다(홍세희, 노언경, 2011). 산재근로자들은 장해가 발생하는 시점에는 과거의 사회적․경제적 관계들이

붕괴되고 신체기능의 상실로 인한 적응의 어려움을 경험할 수 있지만(박수경․곽지영, 2011), 시간이 지

남에 따라 삶에 대해 보다 긍정적으로 바라보고 의미 있는 사회적 관계와 삶에 대한 감사를 경험하고,

적극적인 삶의 의지를 나타냄으로서 긍정적인 삶의 양상을 보일 수 있다는 것이다(Chun and Lee,

2008).


242

2.� 삶의�만족도의�영향요인

기존의 선행연구들의 결과를 근거로 산재근로자의 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인으로 인구사

회학적 요인, 재활서비스요인, 건강관련 요인, 심리사회적 요인으로 구분할 수 있다.

1)� 인구학적�요인

인구학적 요인은 산재근로자의 기본적인 정보에 해당하는 것으로서 성별, 혼인상태, 교육수준, 경제

활동상태와 산재로 인한 장해정도를 고려할 수 있다. 삶의 만족도의 성별차이에 대한 선행연구의 결과

는 일치되지 않는 경향이 있다. OECD 보고서에 따르면 여성이 남성보다 삶의 만족도가 상대적으로

높다는 결과 보고되고, 산재보험급여를 수급자를 대상으로 한 전보영 등(2010)의 연구에서도 남성보다

여성의 삶의 만족도가 더 높게 나타나고 있다. 하지만, 남성이 여성보다 삶의 만족도가 높다는 연구

(Hillman & McMilan, 2005; 김수정 외, 2014; 김선미 외, 2015)도 보고되고 있다. 혼인상태는 대체로

배우자가 없는 경우에 삶의 만족도가 낮고, 기혼인 경우에 높은 것으로 나타난다(김선미 외, 2015, 안성

아․염동문 2015, 전보영외, 2010). 이는 산재근로자의 경우 배우자나 가족의 지지가 재해로 인한 장애를

극복하고 심리적 안정을 회복하는 보호요인이 되기 때문이다. 교육수준 역시 삶의 만족도에 유의미한

영향을 미치는 변수로, 교육수준이 높을수록 삶의 만족도가 높은 것으로 나타나며(김수정 외, 2014; 김

선미 외, 2015; 전보영 외, 2010), 안성아 등(2015)의 연구에서는 교육수준과 삶의 만족도에 부적 영향

을 보이고 있었다. 산재근로자의 경제활동참여상태는 삶의 질에 직접적인 요인이 된다(이현주, 2006; 김

선미 외, 2015; 안성아 외 2016; 전보영 외 2010). 특히 산업재해 발생 후 원직으로 복귀한 사람들은

퇴사자에 비해 삶의 만족도가 더 높게 나타날 뿐만 아니라 원직복귀 여부는 지속적인 삶의 만족도에 파

급효과를 보인다(전보영 외, 2010). 또한, 장해의 심각성이나 장애유무도 삶의 만족도에 유의미한 영향

을 미친다는 연구결과가 있다(박혜경, 2009; 이현주, 2006; 안성아 외, 2016)

2)� 재활서비스�요인

재활서비스는 산재보험을 관할하는 근로복지공단에서 산재근로자의 재활과 치료와 더불어 정신건

강문제를 완화하고 삶의 질 향상을 목적으로 제공하고 있는 서비스이다(김미옥 외, 2013). 그러나, 재활

서비스의 목적과 의미에도 불구하고 선행연구에서는 충분히 다루어지지 못하고 있었기 때문에 재활서비

스와 삶의 만족도의 관계를 예측하기는 어렵다. 다만. 선행연구에서 재활서비스가 산재근로자의 직업복

귀에는 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타나고, 삶의 만족도에는 유의미한 영향을 미치지 않는 것으

로 보고되는 소수의 연구가 진행되었다(김선미 외, 2015). 또한 재활서비스에 대한 필요성을 크게 느낄

수록 삶의 질은 낮아지는 것으로 보고되고 있다(김선미 외, 2015). 이처럼 비록 소수이기는 하나 재활서

비스 요인가 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미치는 선행연구와 더불어 재활서비스가 산재근로자의 삶

의 질 향상을 위한 근로복지공단의 핵심적인 서비스임을 고려할 때, 본 연구에서는 재활서비스 요인이

산재근로자의 삶의 만족도 변화에 영향을 미칠 것으로 예측하고, 재활서비스 이용경험과 재활서비스 욕

구 변인을 포함하여 분석하고자 한다.



3)� 건강관련�요인

건강은 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미치는 요인으로 알려져 있다(이영리 외, 2016). 특히 주관

적 건강상태는 본인이 직접 평가하는 건강상태로서 주관적 건강상태가 좋을수록 삶의 만족도에 긍정적

인 영향을 미친다(김수정 외, 2014; 전보영 외, 2010) 음주행동은 건강행태를 대표하는 변인으로, 개인

의 삶에 있어 중요한 영향을 미치는 변인이다. 적당한 음주는 스트레스 해소 등 정신건강에 긍정적 영

향을 주는 측면이 있지만, 과도해 질 경우 역기능적인 영향을 줄 수 있다(김지훈․강욱모․문수열, 2013).

특히 산업재해로 인해 생의 한 순간에 갑작스럽게 장해를 경험하는 산재근로자들은 신체적 변화 뿐만

아니라 사회적 역할의 변화와 상실을 크게 경험하게 되며, 재해로 인한 스트레스와 좌절감을 술을 통해

해결하기도 한다(윤명숙, 2015). 선천적인 장애인에 비해 중도장애인이 더 부정적인 음주행태를 보인다

는 연구결과들(주연선, 2004; Moore & Li, 1994)은 산재근로자들이 음주를 장애의 대처수단으로 사용

할 수 있음을 보여주는 것이라 할 수 있다. 장애인의 음주는 우울이나 불안과 같은 심리적 문제를 유발

하고 신체건강을 더 취약하게 만들어 장애수준을 악화시키거나 2차 장애를 유발하는 요인으로 알려져

있어(김지훈 외, 2013; 조혜정 외, 2012). 산재근로자의 회복과 재활을 더디게 하여 삶에 부정적인 영향

을 줄 수 있다. 따라서 본 연구에서는 산재근로자의 삶에 유의미한 영향을 주는 것으로 나타난 주관적

건강변수와 함께 산재근로자의 삶에 영향을 미칠 것으로 예측되는 음주 변수를 추가하여 살펴보고자 한

다.

4)� 사회심리적�요인

사회심리적 요인은 사회참여와 자기효능감 등을 의미한다. 자기효능감은 주어진 상황적 요구를 충

족시키기 위해 개인이 갖는 동기부여(motivation), 인지적 자원(cognitive), 다양한 행동과정(course of

action)을 동원할 수 있다는 자신의 능력에 대한 믿음(Bandura, 1986)이다. 자기효능감은 비장애인뿐만

아니라 장애인에게도 자신의 상황에 대한 통제와 도전적인 과제를 꾸준히 지속할 수 있는 힘을 제공하

는 주요한 요인으로 장애인의 사회통합에도 긍정적인 영향을 미친다(김현우 외, 2013).척수장애인(신은

경 외, 2008)이나 뇌성마비장애인(김현우 외, 2013)의 삶의 질에 유의미한 변인으로 밝혀진 자기효능감

이 산재근로자의 삶에도 긍정적인 영향을 미치는 것으로 보고되고 있다(김미란, 2014; 김수정 외,

2014; 김선미 외, 2015; 송진영, 2015; 안성아 외, 2016). 사회참여는 장애인의 삶의 만족도에 긍정적

인 영향을 미치는 요인이며(김성원, 2015), 산업재해 이후. 산재근로자의 사회참여는 일상으로의 복귀를

의미하며 재해이후 변화된 삶에 매우 중요한 의미를 지닌다. 산재장애인에 대한 연구는 아니지만, 일반

적으로 사회참여는 장애인의 사회통합 정도를 판단하고, 장애인의 성공적인 재활의 중추적인 결과를 산

출해 내는 기준으로 고려되어질 정도로 장애인에게 있어서 큰 의미를 갖는다(Levasseur, Desrosiers &

Noreau, 2004). Nosek과 동료들의 연구(1995)에 의하면, 장애인의 사회적 활동의 참여를 제한하는 환

경과 태도의 장애물 때문에 장애인의 삶의 만족이 낮아지는 것이라고 설명한다. 국내연구에서 김성원

(2015)은 장애인의 삶의 질에 영향을 미치는 사회참여 요인을 주관적 측면과 객관적 측면으로 나누어

살펴보았는데, 사회참여의 주관적인 측면이 삶의 질에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이계승

(2014)은 장애인을 사회적 맥락과 외부환경으로부터의 접촉을 유지하게하고 장애인의 사회적 참여를 확

대한다면 삶의 만족도를 높일 수 있다고 강조한다. 산재근로자를 대상으로 한 김미란(2014)의 연구에서

도 산업재해 이후 갑작스런 손상, 활동제한, 참여제약을 경험하는 산재근로자의 삶의 질이 낮아지는 것

으로 나타나고 있다. 이러한 선행연구를 바탕으로 본 연구에서는 산재근로자의 삶의 만족도에 영향을

미치는 사회심리적 변인으로 사회참여 변수를 포함하여 살펴보고자 한다.


244

III. 연구방법

1.� 연구모형

본 연구는 시간의 흐름에 따른 산재근로자의 삶의 만족도의 변화궤적을 살펴보고, 이러한 변화를

예측하는 요인을 살펴보고자 하였다. 이를 위해 <그림 1>과 같은 연구모형을 설정하였다.


2.� 분석자료

본 연구에서는 분석자료로 산재보험패널조사(Panel Study of Worker's Compensation Insurance)자

료를 사용하였다. 산재보험패널조사는 근로복지공단에서 산재요양이 종결된 산재근로자들의 경제활동상

태, 개인 및 가구 특성, 소득･지출, 건강, 삶의 질 등을 추적조사 하여 동태적인 변화를 파악하고 산재

보험제도의 발전에 기여할 수 있는 기초자료를 제공하기 위해 구축하는 자료이다. 2012년 1월~12월에

요양 종결한 산재근로자 중 외국인과 제주도 거주자를 제외한 산재근로자를 모집단으로 장애등급과 지

역에 따라 비례배분 표집하였다. 1차년도 표본은 산재근로자 2,000명을 대상으로 한다(근로복지공단,

2016b).

본 연구는 산재근로자의 삶의 만족도 발달궤적을 살펴보기 위해 종속변수 삶의 만족도 1～3차년도

원자료를 이용하였고, 독립변수들은 1차년도의 자료를 이용하였다. 연도별 조사에 참여한 표본수와 표본

유지율은 <표 1>와 같다. 3차년도까지 조사가 완료된 현재 표본유지율은 85.2%를 보이고 있다.

<표� 1> 조사대상자의�표본�유지율

구분 1차(2013) 2차(2014) 3차(2015)사례수(명) 2,000 1803 1704

표본유지율(%) 100.0 90.2 85.2



3.� 주요�변수의�측정

본 연구의 측정도구는 산재보험패널조사 자료에 포함된 문항들로, 종속변수는 삶의 만족도, 독립변

수는 인구사회학적 변인, 재활서비스 관련 변인, 건강관련 변인, 사회심리적 변인으로 구성하였다.

1)� 종속변수

본 연구의 종속변수는 산재근로자의 삶의 만족도의 변화이다. 삶의 만족도는 가족의 수입, 여가생

활, 주거환경, 가족관계, 친인척 관계, 사회적 친분관계 등 6문항으로 측정하였다. 각 문항은 ‘매우 만족

=1’에서 ‘매우 불만족=5’까지 5점 척도로 측정한 것을 역코딩하여 삶의 만족도 점수의 평균값으로 측정

하고, 점수가 높을수록 삶의 만족도 수준이 높은 것을 의미하도록 하였다. 삶의 만족도의 평균과 표준편

차는 <표 2>에 제시하였다. 산재근로자의 삶의 만족도는 시간의 흐름에 따라 대체로 증가하는 양상을

보이고 있음을 알 수 있다. 삶의 만족도 척도의 연도별 신뢰도는 각각 .79, .81, .82이다.

<표� 2> 산재근로자�삶의�만족도�평균�및� 표준편차(단위: %)

구분 평균 표준편차

삶의 만족도 1차 3.256 .504

삶의 만족도 2차 3.272 .519

삶의 만족도 3차 3.312 .500

2)� 독립변수

산재근로자의 삶의 만족도에 영향을 주는 요인을 분석하기 위해 인구사회학적변인, 장해 및 재활변

인, 건강관련 변인 그리고 심리사회적 변인을 독립변수로 투입하였으며, 1차년도를 기준으로 하였다.

� � (1)인구사회학적�요인

인구사회학적 특성에서 성별은 남자=1, 여자=0으로 코딩하였고, 혼인상태는 유배우자=1, 배우자

없음=0으로 코딩되었다. 경제활동 참여 상태는 취업=1, 미취업=0으로 코딩되었다. 최종학력은 ‘0=무학’,

‘1=초등학교 졸업’, ‘2=중학교 졸업’, ‘3=고등학교 졸업’, ‘4=전문대학 졸업 이상’으로 재코딩하였다. 경

제활동상태는 취업여부에 따라 취업=1, 미취업=0으로 코딩하였다. 장해등급은 1～14급의 연속변수로 투

입하였고, 장해가 없는 사람은 0으로 코딩하였다.

� � (2)재활서비스�관련�요인

재활서비스 관련 요인으로 재활서비스이용여부는 공단에서 제공하는 재활서비스 이용 경험 여부에

따라 이용함=1, 이용안함=0으로 코딩하였다. 재활서비스에 대한 욕구는 현재 가장 받고 싶은 도움의 내

용에 대해 4점 척도로 조사된 10개 문항의 점수를 합산하여 사용하였다. 척도는 ‘1=전혀 필요하지 않

음’, ‘2=별로 필요하지 않음’, ‘3=조금 필요’, ‘4=매우 필요’로 재코딩하였고, 점수가 높을수록 재활서비

스의 욕구가 높은 것을 의미한다. 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α=.916이었다.


246

� � (3)건강관련�요인

건강관련 변수로는 주관적 건강상태와 음주여부를 사용하였다. 주관적 건강상태는 현재 전반적인

건강상태에 대해 ‘1=매우 좋지 않다’, ‘2=좋지 않은 편이다’, ‘3=좋은 편이다’, ‘4=매우 좋다’로 코딩하

였고, 음주여부는 평소 술을 마시는지 여부에 따라 마신다=1로, ‘과거에는 마셨으나 현재는 마시지 않는

다’ 와 ‘마셔본 적이 없다’는 0으로 재코딩하였다.

� � (4)사회심리적�요인

사회심리적 요인은 사회참여와 자기효능감으로 측정하였다. 자기효능감은 자신의 행동에 대한 생각

을 묻는 23개 문항을 사용하였다. 부정문항은 역코딩하여 23개 문항의 평균값을 사용하였다. 척도는

‘1=전혀 그렇지 않다’, ‘2=그렇지 않다’, ‘3=보통이다’, ‘4=그렇다’, ‘5=매우 그렇다’의 5점 척도로 이루

어져 있다. 점수가 높을수록 자기효능감 수준이 높은 것을 의미하며, 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α

=.909 였다. 사회참여는 동호회, 친목모임, 종교모임 등에 얼마나 자주 참여하는지를 묻는 3개 문항의

총점을 사용하였다. 척도는 ‘0=전혀 참여하지 않는다’, ‘1=한달에 1회 미만’, ‘2=한달에 1회정도’, ‘3=한

달에 2-3회정도’, ‘4=1주일에 1회정도’, ‘5=1주일에 2회이상’으로 코딩하였다. 점수가 높을수록 사회참

여수준이 높은 것을 의미한다.

4.� 분석방법

본 연구에서는 잠재성장모형(Latent Growth Curve Modeling)을 활용하여 산재근로자의 삶의 만족

도 변화궤적을 확인하고, 삶의 만족도 변화궤적에 영향을 미치는 요인을 확인하였다. 잠재성장모형은 시

간에 따른 개인의 평균적 변화와 그 변화의 개인 간 차이를 설명하는 예측요인의 분석을 가능하게 하는

연구방법이다(Duncan et al., 1999).

본 연구의 분석절차는 다음과 같다. 잠재성장모형을 분석하기에 앞서, 분석결과에 영향을 줄 수 있

는 자료의 정규성과 다중공선성 등의 문제를 확인하기 위해 기술통계분석과 상관관계분석을 실시하였

다. 잠재성장모형은 Amos 20.0을 사용하여 완전정보 최대우도법((Full Information Maximum

Likelihood, FIML)을 이용하였다. 패널자료는 대부분 표본의 탈락과 같은 문제로 인해 결측치가 존재하

게 되며. 이러한 결측치는 분석결과에 오류를 발생시킬 가능성을 배제할 수 없기 때문에 본 연구에서는

잠재성장모형 분석시 결측치를 고려한 모수추정방법인 FIML을 사용하였다. FIML 추정방법은 결측치가

있는 자료라도 분석에 모두 포함 가능하며, 다른 결측치 처리방법에 비해 편의가 적고 보다 정확한 추

정방법으로 알려져 있다(Arbuckle, 1996).

먼저 반복 측정된 삶의 만족도 변수만을 포함한 모형의 발달궤적을 추정하기 위해 무조건부 모형

(unconditional model)을 설정하여 분석하였다. 무조건모형과 선형모형 2가지 모형을 비교분석하여 최

종모형을 분석하였다. 이후 모형의 적합도를 판단하여 양호하게 나타나면 개인 간 초기값과 변화율의

변량의 유의미한 차이를 확인한 후 공변량 변수들을 투입하여 조건모형을 분석하였다. 모형적합도를 판

단하기 위해 카이제곱통계량, TLI(Tucker-Lewis index), CFI(comparative fit index), RMSEA(root

mean square error of approximation residual),등의 적합도 지수를 사용하였다. 카이제곱통계량은 카이

제곱 값이 작고 확률값이 크면(p>.10) 모델이 적합하다고 평가하고 반대로 카이제곱 값이 크고 확률값

이 작으면(p<.10) 모델이 적합하지 않다고 평가한다. 그러나 카이제곱통계량은 표본의 크기에 비례하여

커지는 속성이 있어 모형과 자료의 불일치를 과도하게 보고하는 경향이 있으므로 다른 적합도 지수를

고려해야한다(배병렬, 2014). 즉 RMSEA는 .05이하이면 좋은 적합도로 보며, CFI와 TLI는 0에서 1 사

이의 값을 가지는데, .90이상이면 좋은 적합도를 갖는 것으로 본다(배병렬, 2014).



구분 빈도 비율(%)

인구학적요인

성별여성 314 15.7남성 1686 84.3

교육수준

무학 73 3.7초졸 336 16.8중졸 378 18.9고졸 906 45.3

초대졸이상 307 15.4

혼인상태배우자없음 589 29.5

유배우자 1411 70.6

경제활동상태미취업 588 29.4취업 1412 70.6

장해등급

1~3등급 30 1.5 4~7등급 83 4.2 8~9등급 152 7.6

10~12등급 815 40.8 13~14등급 570 28.5 장애없음 350 17.5

재활서비스요인재활서비스이용경험

이용 1,037 51.9 이용안함 963 48.2

재활서비스욕구 평균(sd) 28.99(7.28)

건강관련요인음주여부

음주안함 559 28.0음주 1,441 72.1

주관적건강 평균(sd) 2.53(.68)

사회심리적요인사회참여 평균(sd) 2.31(2.29)

자기효능감 평균(sd) 2.43(.47)

<표� 3> 연구대상자의�특성(단위: %)

IV. 연구결과


본 연구대상자의 특성을 살펴보면 <표 3>와 같다. 인구학적 요인에서 대상자 특성의 성별은 남성

이 84.3%로 여성의 15.7%보다 더 많은 비율을 차지하였다. 교육수준은 고졸이 45.3%로 가장 많은 비

율을 차지하였고, 다음으로 중졸이 18.9%, 초졸이 16.8%, 초대졸 이상이 15.4%, 무학이 3.7% 순으로

나타났다. 혼인상태는 유배우자가 70.6%, 배우자가 없는 대상자는 29.5%였으며, 경제활동 상태는 취업

이 70.6%, 미취업이 29.4%으로 취업자가 더 많은 분포를 보였다. 장해등급은 ‘10~12등급’이 40.8%로

가장 많이 분포하였고, ‘13~14등급’이 28.5%, ‘8~9등급’이 7.6%, ‘4~7등급’은 4.2%, ‘1~3등급’이

1.5% 순으로 분포하였으며, 장해가 없는 사람이 17.5%였다.

재활서비스 관련 변인을 살펴보면, 공단에서 제공하는 재활서비스를 이용한 경험이 있는 대상자가

51.9%였고, 이용경험이 없는 대상자가 48.2%로 고르게 나타났다. 재활서비스에 대한 욕구는 평균

28.99(sd=7.28)로 나타나 산재근로자의 재활서비스 욕구는 ‘조금 필요’에 가까운 것을 알 수 있다.


248

건강관련 요인으로는 음주여부와 주관적 건강을 살펴보았다. 음주여부는 음주를 하는 대상자가

72.1%로 음주를 안 하는 대상자 28.0%에 비해서 과반 이상으로 높게 차지하였다. 주관적 건강은 5점

척도에서 평균이 2.53(표준편차 .68)로 나타났다.

사회 심리적 요인의 사회참여는 6점 척도에서 평균이 2.31(표준편차 2.29)로 나타나 산재 이후 사

회참여수준은 다소 낮은 수준이며, 자기효능감은 평균이 2.43(표준편차 .47)로 나타나 산재근로자의 자

기효능감 수준이 보통보다 낮은 수준임을 알 수 있다.

분석에 투입된 변수들에 대한 상관관계 분석결과는 <표 4>에 제시하였다. 변수들의 상관관계를 살

펴보면 삶의 만족도는 3차 전반적으로 유의한 상관을 보이고 있어, 산재근로자 개인의 삶의 만족도는

이전 시점의 만족에 영향을 받는 것을 알 수 있다. 교육수준, 혼인상태, 경제활동 참여상태가 삶의 만족

도와 유의미한 상관관계를 보이고 있었고, 재활서비스이용여부와는 부적 상관관계를 보이고 있었다. 음

주, 주관적건강, 사회참여, 자기효능감이 삶의 만족도와 유의한 상관을 보이는 것으로 나타났으며, 장해

등급의 경우에는 삶의 만족과 관련이 없는 것으로 분석되었다.

<표� 4> 상관관계분석�결과

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13

1 1 　　　　　　　　　　　　

2 .54** 　1 　　　　　　　　　　　

3 .46** .60** 1 　　　　　　　　　　

4 0.01 0.01 0.06 1　　　　　　　　　　

5 .18** .20** .20** .13** 1 　　　　　　　　

6 .147** .18** .15** .07** -.06** 　1 　　　　　　　

7 .28** .28** .28** .09** .16** .09** 1 　　　　　　

8 -0.03 -0.02 0.03 .06** -0.03 0.03 0.02 　1 　　　　　

9 -.11** -.10** -.11** 0.02 -0.02 0.03 -.18* .099** 1 　　　　

10 .06** .06** .05* .29** .15** 0.08 .14** .06** -.06** 　1 　　　

11 .32** .31** .25** -0.04 .21** -0.01 .34** -0.04 -.20** .12** 1 　　

12 .16** .15** .16** -.05* .09** .09** .07* 0.02 0.08 -.05* .06** 1 　

13 .39** .31** .26** .08** .21** .05* .21** -0.03 -.10** .06* .29** .13** 1

1. 삶의만족 1차, 2. 삶의만족 2차, 3. 삶의만족 3차, 4. 성별(남=1), 5. 교육수준, 6. 혼인상태(유배우=1)

7. 경제활동상태(취업=1), 8. 장해등급, 9. 재활서비스이용(이용함=1), 10. 음주(음주=1), 11. 주관적 건강, 12. 사회참여,

13. 자기효능감

***p<.001, **p<.01, *p<.05



2.� 삶의�만족도�발달궤적

산재근로자의 삶의 만족도의 발달궤적을 추정하기 위해 무조건모형을 적용하여 분석을 실시하였다.

삶의 만족도의 발달궤적을 추정한 결과는 <표 5> 에 제시하였다. 삶의 만족도 발달궤적은 초기값만 있

고 변화율을 가정하지 않은 무변화모형(모델1)보다 선형변화를 가정한 모형(모델2)이 더 적합한 것으로

나타났다. 선형모형의 적합도는 χ²=2.807(df=1, p=.094), CFI=.999, TLI=.993, RMSEA=.030이었다.

모형의 적합도지수는 모두 수용할 수 있는 범위에 속하여 모형의 적합성을 확보하였다.

<표� 5> 삶의�만족도의�무조건�모형�적합도

χ²(df) p TLI CFI RMSEA

모델1 : 무변화모형 70.145(4) .000 0.932 0.954 0.091

모델2 : 선형변화모형 2.807(1) .094 0.993 0.999 0.03

<표� 6> 산재근로자의�삶의�만족도�발달궤적

모수평균(Mean) 변량(Variance)

Estimate S.E Estimate S.E

초기값(Intercept) 3.252*** .011 0.168*** 0.008

변화율(Slope) .027*** .006 0.032*** 0.005

초기값-변화율 공변량 -.025(.006)***

***p<.001

<표 6>에는 삶의 만족도의 초기값과 변화율에 대한 평균 및 변량에 대한 추정치를 제시하였다. 삶

의 만족도 초기값 평균은 3.252이며, 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(p<.001). 변화율의 평균은

.027(p<.001)로 나타나 산재근로자의 삶의 질은 점점 증가하고 있다고 볼 수 있다. 삶의 만족도 변화율

의 변량은 .032(p<.001)으로 통계적으로 유의하였다. 이는 시간이 지남에 따라 삶의 만족도는 변화를

보이며, 개인 간에 차이가 있다는 것을 의미한다. 초기값과 변화율의 공변량 추정치는 -.025로 부적인

관계를 보였으며 통계적으로 유의미하였다(p<.001). 이는 1차년도의 삶의 만족도가 높은 사람은 시간이

지남에 따라 삶의 만족도는 느리게 증가하는 반면, 1차년도의 삶의 만족도가 낮은 산재근로자들은 시간

이 갈수록 더 빠른 속도로 삶의 만족도가 증가하는 것을 의미한다.

χ²=2.807(df=1, p=.094), CFI=.999, TLI=.993, RMSEA=.030

<그림� 2> 삶의�만족도�변화궤적


250

3.� 산재근로자의�삶의�만족도�발달궤적�예측요인

산재근로자의 삶의 만족도 발달궤적에 영향을 미치는 요인을 확인하기 위해 예측요인을 포함한 조

건모형을 분석하였다. 분석 모형의 적합도는 χ²=22.317(df=12, p=.034), CFI=.997, TLI=.975,

RMSEA=.021으로 나타나 모두 수용할 수 있는 범위에 속하여 모형의 적합성을 확보하였다. 산재근로

자의 삶의 만족도 예측모형은 초기값 변량의 40.64%를, 변화율 변량의 5.2%를 설명하는 것으로 나타났

다(<표 7>, <그림3>).

<표� 7> 삶의�만족도�발달궤적�예측요인

모수 표준화계수 표준오차 p값

성 별 → 삶의 만족 초기값 -.053 .028 .032

혼 인 상 태 → 삶의 만족 초기값 .158 .021 .000

교 육 수 준 → 삶의 만족 초기값 .086 .009 .000

경 제 활 동 상 태 → 삶의 만족 초기값 .154 .023 .000

장 해 등 급 → 삶의 만족 초기값 -.023 .002 .315

재 활 서 비 스 이 용 → 삶의 만족 초기값 -.008 .020 .725

재 활 서 비 스 욕 구 → 삶의 만족 초기값 -.11 .001 .000

음 주 → 삶의 만족 초기값 .01 .022 .675

주 관 적 건 강 → 삶의 만족 초기값 .21 .015 .000

사 회 참 여 → 삶의 만족 초기값 .111 .004 .000

자 기 효 능 감 → 삶의 만족 초기값 .337 .022 .000

성 별 → 삶의 만족 변화율 -.009 .018 .801

혼 인 상 태 → 삶의 만족 변화율 .015 .014 .659

교 육 수 준 → 삶의 만족 변화율 .084 .006 .021

경 제 활 동 상 태 → 삶의 만족 변화율 .044 .015 .244

장 해 등 급 → 삶의 만족 변화율 .036 .001 .301

재 활 서 비 스 경 험 → 삶의 만족 변화율 -.046 .013 .193

재 활 서 비 스 욕 구 → 삶의 만족 변화율 .018 .049 .624

음 주 → 삶의 만족 변화율 -.026 .014 .476

주 관 적 건 강 → 삶의 만족 변화율 -.085 .010 .028

사 회 참 여 → 삶의 만족 변화율 .018 .003 .616

자 기 효 능 감 → 삶의 만족 변화율 -.191 .014 .000

다중상관계수 초기값 .406

변화율 .052

χ²=22.317(df=12, p=.034), CFI=.997, TLI=.975, RMSEA=.021



<그림� 3> 산재근로자의�삶의�만족도�발달궤적과�예측요인

인구사회학적 변인 중에서 성별, 혼인상태, 교육수준, 경제활동상태가 삶의 만족도 초기값에 영향을

주는 요인으로 분석되었다. 여성이 남성보다 삶의 만족도 초기치가 높고, 배우자가 있는 경우, 경제활동

에 참여하는 경우에 삶의 만족도 초기값이 높은 것으로 나타났으며, 교육수준이 높을수록 삶의 만족도

초기값이 높게 나타났다. 재활관련 변인 중에서는 재활서비스욕구가 삶의 만족도 초기값과 부적인 관계

를 보이는 것으로 나타났다. 이는 재활서비스에 대한 필요성을 높게 인지하는 사람들의 삶의 만족도가

낮은 것을 의미한다. 주관적 건강상태가 삶의 만족도 초기값과 정적인 관계를 보여 자신의 건강상태를

좋다고 인식하는 사람들의 삶의 만족도가 높은 것으로 나타났다. 또한 사회심리적 변인의 경우 삶의 만

족도 초기값에 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타나, 사회참여를 활발하게 하고, 자기효능감

이 높을수록 삶의 만족도 초기값이 높은 것으로 나타났다. 장해 및 재활관련 요인은 삶의 만족도 초기

값에 유의미한 영향을 보이지 않았다.

삶의 만족도 변화율에 영향을 미치는 요인을 살펴보면, 인구사회학적 변인으로는 교육수준이 유의

미한 영향을 미치는 것으로 분석되었다. 교육수준이 높을수록 산재근로자의 삶의 만족도가 빠르게 증가

하는 것으로 나타나, 산재 이후 삶의 만족도 변화를 크게 경험하고 있음을 알 수 있다.

주관적 건강상태는 삶의 만족도 변화율에 부적인 영향(-.085)을 미치는 것으로 나타나 자신의 건

강상태가 좋다고 인식하는 산재근로자가 삶의 만족도의 증가속도는 더 느려지는 것을 의미한다. 이러한

결과는 해석에 있어 주의가 필요하다. 주관적 건강상태와 삶의 만족도 초기값에는 높은 상관관계가 존

재하기 때문에 건강수준이 높았던 산재근로자들은 조사시작 시점에서 이미 높은 수준의 삶의 만족도를

보이고, 이로 인해 삶의 만족도의 증가속도가 느리게 나타나는 것이라고 예측할 수 있다.

자기효능감은 삶의 만족도 변화율에 부적인 영향(-.191)을 보이고 있어 자기효능감이 높을수록 삶

의 만족도 증가속도는 낮아지는 것으로 나타났다. 이러한 결과도 자기효능감이 높은 산재근로자의 경우

에는 삶의 만족도 초기값이 높고 이로 인해 증가속도는 둔화된 것으로 이해할 수 있다.


252

V. 결론�및�논의

본 연구는 산재보험패널 1～3차년도 자료를 이용하여 산재근로자의 삶의 만족도 발달궤적은 어떠

한 양상을 보이며, 삶의 만족도의 초기값과 변화율에 영향을 미치는 예측요인은 무엇인지 분석하였다.

분석결과는 다음과 같다.

첫째, 잠재성장모형의 분석결과 산재근로자의 삶의 만족도는 선형으로 증가하는 형태를 보여주었

다. 삶의 만족도 초기값과 변화율은 부적인 상관관계로 나타났는데, 이는 시작시점에서 삶의 만족도가

높을수록 삶의 만족도의 증가속도가 느려지고, 삶의 만족도가 낮은 산재근로자의 삶의 만족도 변화율이

더 크다는 것을 보여주는 결과이다.

둘째, 삶의 만족도 발달궤적의 예측요인을 분석한 결과, 삶의 만족도 초기값에 영향을 미치는 변수

는 인구사회학적 변수는 성별, 교육수준, 혼인상태, 경제활동상태 등이었다. 즉, 여성의 경우, 배우자가

있는 경우, 교육수준이 높은 경우, 경제활동에 참여하고 있는 경우에 1차년도의 삶의 만족도가 높은 것

으로 나타나, 선행연구들과 유사한 결과를 보였다.

재활서비스관련 변인에서는 재활서비스 이용경험은 초기값에 유의미한 영향을 주지 않았고, 재활

서비스 욕구가 삶의 만족도 초기값에 부적으로 유의미한 영향을 미쳐 재활서비스에 대한 욕구가 높을수

록 삶의 만족도 초기값이 낮아지는 것으로 나타났다.

건강관련 변인은 음주와 주관적 건강이 모두 삶의 만족도 초기값에 유의미한 변인으로 나타나 음

주를 하지 않는 사람들이 음주를 하는 사람들에 비해 삶의 만족도 초기값이 유의미하게 높아지고, 자신

의 건강상태가 좋다고 평가할수록 삶의 만족도 초기값이 높은 것으로 나타났다.

심리사회적 변인으로 살펴본 사회참여, 자기효능감 산재근로자의 삶의 만족도 초기값에 영향을 미

치는 것으로 나타났다. 사회적 활동에 활발하게 참여하며, 자기효능감이 높은 산재근로자의 삶의 만족도

초기값이 높은 것으로 나타났다.

셋째, 삶의 만족도의 변화율과 관련이 있는 변수는 교육수준, 주관적 건강, 자기효능감 등이었다.

혼인상태, 경제활동상태, 음주, 사회참여는 삶의 만족도 초기값에는 영향을 주지만 변화율에는 영향을

미치지 않는 것으로 나타났고, 재활서비스 관련 변인들은 삶의 만족도의 변화율에 영향을 미치지 않는

것으로 나타났다. 그러나 변화율에 영향을 미치는 변인들에서는 해석상의 주의가 필요하다. 주관적 건강

수준이 높고 자기효능감 수준이 높을수록 삶의 만족도의 증가속도가 느리게 증가하는 것으로 나타났다.

이는 주관적 건강상태나 자기효능감의 경우 삶의 만족도 초기값과 높은 상관관계가 존재하기 때문에,

건강수준이 높고 자기효능감이 높은 산재근로자들은 조사시작시점에서 삶의 만족도 수준이 높게 나타날

수 있다. 따라서 천장효과(ceiling effect) 때문에 최대값의 우측절단이 있으므로 삶의 만족도 증가율이

낮게 나타날 수 있음을 추측할 수 있다. 이러한 결과는 산재근로자의 삶을 면밀하게 살펴볼 필요성을

보여주는 것이다.

또한 재활서비스 이용경험이나 재활서비스의 필요성이 산재근로자의 삶의 만족도 변화에는 기여하

지 않는 결과도 재활서비스가 산재근로자의 삶의 만족도에 영향을 주지 않는다고 해석하는 것은 조심스

럽다. 재활서비스는 산재근로자의 심리·사회적 안정을 도모하고, 일상적인 삶의 긍정적 변화를 촉진시키

는 것을 목표로 하고 있지만, 재활서비스 이용경험이 산재근로자의 삶의 만족도에는 유의미한 영향을

미치지 않는 것으로 나타났다. 공단의 재활서비스는 직업재활, 의료재활, 사회심리재활서비스 등으로 세



참고문헌

고용노동부, 2015a, 산업재해현황, e-나라지표.

고용노동부, 2015b, 2014년도 산재보험사업연보

근로복지공단, 2016a, 제3차 산재보험패널조사 기초분석 보고서.

근로복지공단, 2016b, 제3차 산재보험패널조사 이용자 안내서.

고민석·김동주, 2013, “중증장애근로자의 장애로 인한 차별경험과 일상생활만족도와의 관계”,

『한국웰니스학회지』8(2), 한국웰니스학회, 105-114.

김미란, 2014, “산재환자의 삶의 질 구조모형”, 충남대학교 박사학위논문

김미옥․박은주, 2013 “산재근로자의 정신건강 위험군 예측요인”, 『한국장애인복지학』22,

분화 되어 제공되고 있지만, 본 연구에서는 서비스의 유형을 구분하지 않고 이용 경험만을 분석한데서

나타나는 결과 일 수 있다. 또한, 재활서비스에 대한 욕구만이 삶의 만족도에 유의미한 영향을 미치는

것으로 나타난 결과는 일부 재활서비스의 제공기간이 짧고, 수혜자가 적어 삶의 만족도에 유의미한 결

과를 가져오기 어렵기 때문일 수도 있다. 따라서 재활서비스 유형과 참여형태를 고려하여 심층적으로

탐색할 필요가 있다.

이러한 결과를 심리사회적 변인이 삶의 만족에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타난 결과와 함

께 생각해볼 때, 산재근로자의 재활서비스가 단순히 프로그램에 대한 참여에서 그치는 것이 아니라 사

회적 관계를 형성하고 확장시키는 기능을 통해 산재근로자의 다양한 형태의 사회참여를 이끌어 낼 수

있는 프로그램으로 개선될 필요가 있다. 장애인의 사회참여는 사회통합과 장애인의 성공적인 재활의 결

과를 의미한다는 점에서, 산재근로자의 사회참여를 촉진시킬 수 있는 재활서비스가 제공 되어야 한다.

본 연구는 종단연구를 통해 시간의 흐름에 따른 산재근로자의 삶의 만족도의 변화를 살펴보았다는

의의에도 불구하고 몇 가지 한계를 가지고 있다.

첫째, 본 연구는 3개년도의 자료를 이용하여 삶의 만족도의 변화궤적을 예측한 것이므로, 삶의 만

족도 변화를 정확하게 추정하였다고 보기는 어렵다. 따라서 이후 추가로 축적되는 종단자료를 통해 보

다 더 정교하게 삶의 만족도의 발달궤적을 추정할 필요가 있다.

둘째, 본 연구에서는 1차년도의 인구사회학적 변인, 재활서비스변인, 건강관련변인, 심리사회적 변

인들이 삶의 만족도의 발달궤적에 영향을 미칠 것으로 가정하여 분석하였다. 그러나, 경제활동 참여상태

나 심리사회적 변인들은 시간에 따라 변할 수 있는 속성을 가지고 있기 때문에 각 변인들의 발달궤적을

함께 고려해야 하며, 각 변인과 삶의 만족도 사이의 관계를 설명할 필요가 있다.

셋째, 우울이나 스트레스와 같은 정신건강 변인과 가족 및 환경적인 특성들은 산재근로자의 삶의

만족도에 영향을 미칠 것으로 예측되는 변인들이지만 패널 데이터에 포함되지 않은 변수들로서, 분석에

포함하지 못하였다. 따라서 산재근로자의 삶의 만족도에 영향을 주는 요인을 보다 심층적으로 파악할

수 있는 변인들이 패널데이터에 포함되어야 할 것이다.


254

한국장애인복지학회, 225-248.

김수정·이미, 2014, “산재보상서비스가 산재근로자의 삶의 질에 미치는 영향: 자기효능감의

매개효과를 중심으로”, 『제1회 산재보험패널 학술대회 논문집』, 근로복지공단, 117-138.

김선미·김은하, 2015, “산재근로자의 삶의 질에 영향을 미치는 요인”, 『사회과학연구』26(4),

충북대학교 사회과학연구소, 389-411.

김성원, 2014, “고령장애인의 사회참여와 삶의 질에 관한 연구”, 이화여자대학교 박사학위논문

김지훈․강욱모․문수열, 2013 “중년층의 문제음주가 우울을 매개로 삶의 질에 미치는 영향: 성차를

중심으로” 『한국가족복지학』18(3), 한국가족복지학회, 185-203.

김현우·김대원, 2013, “성인 뇌성마비장애인의 삶의 질에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”,

『한국장애인복지학』21, 한국장애인복지학회, 193-212

문필동·이정화, 2014, “장애인의 경제활동이 삶의 만족도에 미치는 영향 : 지각된 건강의

매개효과를 중심으로”, 『한국장애인복지학』26, 한국장애인복지학회, 173-192.

박수경․ 곽지영. 2011. “산재장애인의 장애수용과 관련요인”. 『재활복지』 15(4), 장애인재활협회

261-281.

박자경(2009). “장애인의 삶의 만족도 모형 구축 및 검증에 관한 연구”. 성균관대학교

박사학위논문.

박혜경, 2009, “산재장애인의 생활만족도에 영향을 미치는 요인에 관한 연구”, 한신대학교

석사학위논문

배병렬, 2014, 『Amos 21.0 구조방정식 모델링 원리와 실제』, 서울: 청람


미치는 영향”, 『제2회 산재보험패널 학술대회 논문집』, 근로복지공단, 3-25.

안성아·염동문, 2006, “산업재해 근로자의 생활만족도에 미치는 영향요인에 관한 연구”

『재활복지공학회논문지』 10(2), 한국재활복지공학회, 119-126

염동문·김미정·백혜영, 2013, “장애인 근로자의 사회적 네트워크가 생활만족도에 미치는 영향 –

직무만족의 매개효과를 중심으로”, 『장애와 고용』23(1), 한국장애인고용공단 고용개발원,

303-325.

유재남, 2015, “중고령자 주관적 건강상태와 삶의 만족도의 종단분석”, 『노인복지연구』68,

한국노인복지학회, 331-356

윤명숙․이희정, 2015, “중도장애인의 외상후 스트레스장애(PTSD)가 음주행위에 미치는 영향”,

『재활복지』19(1), 장애인재활협회, 211-233.

윤희정·신자은, 2015, “장애인의 삶이 만족도에 미치는 영향 요인 – 공적이전소득을 중심으로”,

『보건사회연구』35(4), 한국보건사회연구원, 432-461.

이계승, 2014 “장애인의 삶의 만족도 변화양상과 예측요인에 관한 연구: 사회 자본의 구성개념인

네트워크와 사회참여를 중심으로, 『사회복지연구』45(2), 한국사회복지연구회, 375-402



이영리․신명호․홍세희, 2016, “잠재성장모형을 적용한 기초생활보장수급자의 삶의 만족도 변화와

영향요인분석”『조사지연구』17(2), 한국조사연구학회, 1-25

이현주, 2006, “산재보험 급여수급자의 삶의 질에 관한 연구”, 『사회보장연구』22(1),

한국사회보장학회, 153-177

임인걸·김욱, 2012, “중도장애인의 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인에 관한 연구-국민연금의

장애연금 수급자를 대상으로-, 『한국사회복지교육』18, 한국사회복지교육협의회, 131-157

전보영·권순만·조병희·이태진, 2010, “산재장애인의 취업 및 생활만족도에 영향을 미치는 요인

-장애발생 후 직업복귀 상황을 중심으로-”, 『사회보장연구』26(2), 한국사회보장학회, 199-222.

조혜정, 서인균, 2012 “신체장애인의 우울발달궤적 예측요인” 『장애와 고용』22(1),

한국장애인고용공단 고용개발원, 78-112

홍세희․노언경, 2011. “장애인임금근로자의 일상생활만족도 변화”, 『제3회

장애인고용패널학술대회자료집』

Campbell, A., 1981, “The Sense of Well-being in America: Recent Patterns and Trends”

Chun, S, and Y. Lee. 2008. “The experience of posttraumatic growth for people with spinal

cord injury.”Qualitative Health Research. 18(7): 877-890.

Clover, A., 2008, “Measuring quality of life in studies of disabled children”. 『Paediatrics and

Child Health』18(9), 423-426.

Duncan, T. E., Duncan, S. C., Strycker, L. A., Li, F., and Alpert, A.(1999). “An Introduction

to latent Variable Growth Curve Modeling: Concept”, Issues, and Application. Mahwah, NL:

Lawrence Erlbaum Associates.

Hillman, K., & McMilan, J., (2005), “Life satisfaction of young Australians: Relationships

between further education, training and employment and general and career satisfaction”,

Australian Council for Educational Research.

Levasseur, M., Desroriers, J., & Noreau, L. (2004). Is social participation associated with

quality of life of older adults with physical disabilities? .Disability and Rehabilitation, 26(20),

1206-1213.

Moore, D., & Li, L. (1994). “Alcohol use and drinking-related consequences among consumers

of disability services”. Rehabilitation Counseling Bulletin, 38, 124-133.

Neugarten, B.l., Havighurst, R.J., & Tobin, S.S., 1961, “The measurement of life satisfaction”,

『Journal of Gerontology』16, Oxford Journals, 134-143.

Nosek, M. A., Fuhrer, M. J., and Potter, C.(1995). “Life satisfaction of people with physical

disabilities: relationship to personal assistance, disability status, and handicap”. Rehabilitation

Psychology, 40(3), 191-202.

OECD, 2013, “How’s Life”


256

Sprangers, M. A. G., and Schwartz C. E.(1999). Integrating response shift into health-related

quality of life research: a theoretical model. Social Science & Medicine, 48(11), 1507-1515.

Windle, G., & Wood, R.T., 2004, “Variations in Subjective well-being: the mediating role of

psychological resource”, 『Aging and Society』24, 593-602.

리서치 브리프

� 부록2-1. 제3차�산재보험패널조사�오차분석

-� 이정화(근로복지공단�근로복지연구원)

-� 신슬비(근로복지공단�근로복지연구원)

-� 지영수(근로복지공단�근로복지연구원)


부록� 2-1.� 3차�산재보험패널조사�오차분석 259

부록 2-1

제3차 산재보험패널조사 오차분석

경제활동조사팀*

I. 서론

패널조사(panel survey)는 동일한 표본에 대하여 일정한 시간적 간격을 두고 반복적으로 추적·조사

하는 방식으로, 횡단면(cross-sectional data) 자료에서 획득할 수 있는 여러 가지의 정보 이외에도 시간

에 따라 달라지는 특성의 변동추정에 효과적인 조사방법이다(김재광, 2003). 그러나 매년 조사를 실시하

고 분석하는 과정에는 실제적인 어려움이 따른다. 특히 패널조사의 표본은 설계 당시의 모집단을 대표

하므로, 변화하는 모집단의 특성을 설명하기 위해서는 가중값 조정 등의 다양한 노력이 요구된다(주재선

외, 2012).

산재보험제도의 운영 목적은 근로자가 업무상 사유에 의해 부상을 당하거나 질병에 걸린 경우 적

절한 요양과 보상을 제공하고, 궁극적으로는 직업에 복귀할 수 있도록 하는 것이다. 이에 근로복지공단

에서는 산재근로자들의 경제활동 및 제반의 사회경제적 특성의 시간에 따른 변화추이를 파악하고 분석

하여 산재보험정책 수립 및 평가 등에 기여하고자 산재보험패널조사를 실시하고 있다. 산재보험패널조

사의 목표모집단(target population)은 2012년에 요양종결한 산재근로자이며, 이 중 주소불명, 외국인 및

제주도 거주자를 제외한 내국인 82,493명을 조사모집단(survey population)으로 정의하였다. 조사모집단

을 추출틀(sampling frame)로 하여 최종적으로 표본 2,000명을 추출하였으며 이들을 대상으로 2013년

에 1차 조사를 실시하였고 2014년에 2차 조사, 2015년에 3차 조사를 완료하였다1).**

표본조사를 실시하는 경우 오차가 존재한다. 오차는 모수(parameter)와 추정값(estimate)의 차이를

의미하며, 오차는 표본오차(sampling error)와 비표본오차(non-sampling error)로 구분된다. 표본오차는

모집단 전체가 아닌 일부 표본을 추출하여 모집단 전체의 특성을 추론함에 따라 발생하는 오차로서, 표

본조사의 정확성을 나타내는 척도이다. 비표본오차는 표본오차를 제외한 조사의 전체 과정에서 발생할

수 있는 모든 오차에 해당한다. 일반적으로 표본조사의 데이터 품질에 대해 설명하고자 하는 경우에는

표본오차를 사용한다.

표본추출오차를 추정하기 위하여 주요변수에 대한 추정값(estimate)과 추정값의 분산추정값

(variance of estimate)의 제곱근인 표준오차(standard error)를 구하여 이들의 상대적 비(ratio)인 상대표

준오차(변동계수; coefficient of variation; 이하 CV)를 추정한다. 최종적으로 추정된 CV를 통하여 추정

값의 효율성과 신뢰성을 확인한다. 상대표준오차의 적정기준은 명확히 정해져 있지 않지만 캐나다 통계

청(2009)에서는 5% 미만은 매우 우수(Excellent), 5∼10% 미만은 우수(Very good), 10∼15% 미만은

* 근로복지공단 근로복지연구원 조사연구부1) 자세한 내용은 「제3차 산재보험패널조사 기초분석보고서」(근로복지연구원, 2016) 참고

�부록2�리서치브리프

260

좋음(good), 15∼25% 미만은 허용가능(Acceptable), 25∼35% 미만은 주의사항과 함께 사용가능(Use

with caution), 35% 이상은 공표 시 신뢰불가(Too unreliable to publish)로 규정하고 있다(Statistics

Canada, 2009). Kish(1965)는 10%이하는 우수(Sufficiently good), 20% 이하는 허용가능(Tolerable)으

로 정의한다. 이와 달리 호주의 표본조사에서는 상대표준오차가 25% 이하는 대부분 그대로 사용, 상대

표준오차가 25~50%는 ｢*｣표시를 하고 주의하여 사용하기를 권고한다. 50% 이상은 ｢**｣표시하여 신

뢰가 부족하니 이용 시 주의를 요한다.

이와 같은 평가기준을 참고하여, 본고에서는 변동계수(CV) 추정을 통하여 제3차 산재보험패널조사

의 오차분석을 실시하였다. 현실적으로 산재패널조사의 모든 변수에 대한 추정값의 오차추정은 불가능

하므로 주요 변수를 선별하였다.

II. 연구방법

산재보험패널조사의 표본은 복합표본설계방법(complex sample design)인 다중 층화 임의추출

(multiple stratified random sampling)을 이용하여 추출하였다. 단순 표본설계인 단순임의추출법, 층화추

출법, 집락추출법, 계통추출법인 경우에는 각 방법들마다 주어진 공식에 맞추어 분산추정값을 추정할 수

있다. 그러나 복합표본설계로 추출된 표본의 경우에는, CV 산출 시 가중값을 이용하여 모수를 추정하고

해당 모수 추정값의 분산을 추정해야한다. 분산추정값은 일반적으로 테일러 전개 방법(Taylor’s

expansion method), 잭나이프 방법(Jackknife method), 부스트랩 방법(Bootstrap method) 등을 이용하

여 추정할 수 있다. 본 연구에서는 SAS 9.3에 내장되어 있는 테일러 전개 방법을 이용하여 분산과 CV

를 추정하였다.

추정을 위해 사용된 기호는 다음과 같다. 분석 기준의 개체(subject)는 2012년 요양종결한 산재근

로자이다.

: 모집단 크기(2012년 요양종결한 산재근로자)

: 층에서 추출된 표본 집락( ⋯)

: 층의 표본 집락 중 추출된 표본의 수

: 층의 표본 집락 중 조사된 번째 표본의 가중값

: 층의 표본 집락 중 조사된 번째 표본의 관측값

여기서 관측값은 분석할 변수의 응답내용이다. 테일러 전개방법을 이용하여 다음과 같은 방식으로

모평균의 추정값, 모평균 추정값의 분산추정값, 모평균 추정값의 CV 추정값을 얻는다.



⋅이 때

이 때

위에서 구한 모평균의 추정값과 모평균 추정값의 분산추정값을 이용하여 다음과 같이 CV 추정값

을 얻는다.

일반적으로 테일러 전개방법은 1차 추출단위(primary sampling unit)와 2차 추출단위(secondary

sampling unit)의 형식으로 추출된 표본설계방식에 적합하다. 하지만 산재보험패널조사의 경우에는 추출

단위가 산재근로자만 존재하기에 원칙적인 추정은 할 수 없다. 그러므로 본 연구에서는 1차 추출단위를

생략하고 분석하였기에, 오차분석의 결과가 다소 과소 추정될 수 있음을 밝혀둔다.

본고에서 분석할 변수는 크게 양적변수(quantitative variable; 정량자료)와 질적변수(qualitative

variable; 정성자료)로 분류된다. 양적변수는 변수 자체에 양의 의미가 포함되어 있으므로 공식에 의해

CV를 추정할 수 있다. 질적변수의 경우, 이진변수(binary variable)는 0, 1로 입력하여 추정하고 3개 이

상의 항목으로 표현되는 변수의 경우는 각각의 셀의 CV를 추정한다. 예를 들어 교육수준을 분석하는

과정에서는 응답 가능한 항목인 무학·초졸·중졸·고졸·대졸 이상의 5가지에 대해 각각의 CV를 추정한다.

이 때 이진변수와 같이 추정할 셀에 해당하는 개체는 1, 그렇지 않은 셀에 해당하는 개체는 0을 부여하

여 양적변수와 동일한 방법으로 추정한다. 각 셀에 대해 1 또는 0으로 관찰값을 부여하면 평균(mean)

이 비율(proportion)을 의미하고 총합(total)이 빈도수(frequency)를 설명하게 된다2). 상기 과정을 통하

여 오차분석을 실시하였으며, SAS 9.3에서 Proc Surveymeans와 Proc Surveyfreq를 이용하였다.

2) 한편 양적변수의 CV값이 0인 경우와 질적변수의 CV값이 100인 경우가 존재하는데, 이는 해당 값으로 응답한 개체수가 1명이기에 발생하는 결과임


262

III. 분석결과

1.� 가구특성

가구특성의 주요변수는 가구원 수, 2014년 1년간 소득 및 월평균 소비이다. 가구소득은 근로소득과

근로외소득으로 분류하며, 근로소득은 임금소득·사업소득으로 구성되고 근로외소득은 사회보험급여·재산

소득·사적이전소득·공적이전소득·기타소득·국민기초생활보장 급여의 합이다.

<표 1>은 가구소득의 평균 및 CV 추정값이다. 가구 근로소득(평균)은 약 3,334만원, 국민기초생활

보장 급여를 제외한 가구 근로외소득(평균)은 189만원, 국민기초생활보장 급여를 포함한 가구 근로외소

득(평균)은 195만원으로 산출되었다. 가구 총소득(평균)은 3,530만원이다. 가구 근로소득과 가구 총소득

의 CV는 5% 이내로 가구소득이 매우 안정적임을 확인할 수 있다. 가구 근로외소득의 CV는 약 7%로

양호하다. <표 2>는 가구소비·가구자산·가구부채의 평균 및 CV 추정값이다. 가구 월평균 소비는 230만

원, 가구 자산은 1억 3,246만원, 가구부채는 1,904만원, 부동산 시가 총액은 1억 6,309만원으로 나타났

다. 모든 항목 추정값의 CV가 10%이내로 안정적임을 확인할 수 있다. <표 3>은 가구원 수에 대한 추

정비율과 CV의 결과로, 요양종결한 산재근로자 가구의 가구원 수는 4명인 경우의 비율이 28.26%로 가

장 높다. 상대표준오차를 살펴보면 가구원 수가 6명, 7명의 경우 CV가 25% 이상으로 다소 불안정적이

다. 이 경우 가구원수를 5인 이상으로 통합하는 방안을 고려할 수 있다.

구분 가구 근로소득 가구 근로외소득a) 가구 근로외소득b) 가구 총소득

추정값(평균/만원) 3,334.27 188.91 195.47 3,529.74

CV(%) 2.53 7.26 7.29 2.36

a: 국민기초생활보장 급여 제외b: 국민기초생활보장 급여 포함

<표� 1> 주요�가구특성별�추정값�및�CV - 1

구분 가구 월평균 소비 가구자산 가구부채 부동산 시가 총액

추정값(평균/만원) 229.72 13,246.00 1,904.41 16,309.00

CV(%) 2.32 4.06 7.59 3.37

* ‘부동산 시가 총액’은 부동산을 보유한 패널만을 대상으로 분석한 결과임

<표� 2> 주요�가구특성별�추정값�및�CV - 1

구분 1명 2명 3명 4명 5명 6명 7명

비율(%) 16.30 25.43 22.58 28.26 5.77 1.57 0.10

CV(%) 9.60 6.49 7.32 6.43 15.39 32.56 46.06

<표� 3> 가구원�수에�대한� 비율� 및� CV



2.� 개인특성

<표 4>와 <표 5>는 ‘자격증 보유개수’와 ‘한 달 평균 근무시간’의 평균 및 CV 추정값이다. 2012년

요양종결 산재근로자 중 2015년 조사시점까지 자격증을 보유한 개인은 평균 1.62개의 자격증을 갖고

있으며, ‘한 달 평균 근무일수’는 평균 20.92일이다(<표 4>).

<표 5>를 살펴보면, 자격증 개수의 경우 전체적으로는 5% 이내의 안정적인 CV값을 갖는다. 권역

중 서울과 경남/울산의 경우 CV값이 15% 이상으로 나타났으나 추정결과의 신뢰성에는 큰 문제가 없는

것으로 판단된다. 한 달 평균 근무시간의 경우에도 전체적으로 2% 이내의 안정적인 CV값을 도출하였

다. 교육수준이 무학인 경우에는 약 10%의 CV값이 나타났으나 양호한 수준으로 판단된다.

구 분　 표본 크기 추정 인원수자격증

보유 개수한 달 평균 근무일수

전 체 1,704 82,493 1.62 20.92

성별남자 1,422 66,478 1.58 21.11 여자 282 16,015 1.87 20.05

교육수준

무학 68 2,656 1.03 18.98 초졸 286 11,599 1.09 20.13 중졸 324 14,007 1.45 18.79 고졸 758 37,497 1.50 21.48

대졸이상 268 16,734 2.09 21.93

권역

서울 198 12,174 1.51 20.60 부산 163 6,913 1.28 20.97

대구/경북 197 8,628 1.53 21.37 강원 71 3,106 1.40 17.73

경남/울산 201 8,584 1.77 22.46 경기 386 18,783 1.60 20.67 인천 145 6,089 1.45 20.23 전라 176 9,436 2.04 20.53 충청 167 8,779 1.71 21.78

장해등급

1 - 3 급 25 493 1.16 20.00 4 - 7 급 70 1,616 1.62 22.36 8 - 9 급 137 2,964 1.64 21.12 10 - 12 급 690 15,927 1.53 21.12 13 - 14 급 479 11,153 1.67 20.92

장해없음 303 50,340 1.64 20.82

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 1.73 22.16 원직장복귀(신규) 13 690 4.03 21.80

재취업(계속) 522 24,636 1.46 19.22 재취업(신규) 244 13,534 1.64 21.03 자영업(계속) 71 3,541 1.57 22.06 자영업(신규) 24 1,574 1.70 25.24

무급가족종사(계속) 10 584 1.00 18.95 무급가족종사(신규) 1 13 1.00 20.00

실직자 58 3,028 1.42 .비경제활동인구 275 10,340 1.61 .

*자격증을 보유한 패널만을 대상으로 분석한 결과임

<표� 4> ‘현재�자격증�보유개수’ 및� ‘한�달�평균� 근무일수’ - 평균(단위: 명, 개, 일)


264

구 분　 표본 크기 추정 인원수자격증

보유 개수한 달 평균 근무일수

전 체 1,704 82,493 4.34% 1.14%

성별남자 1,422 66,478 4.21% 1.22%여자 282 16,015 14.38% 2.96%

교육수준

무학 68 2,656 2.82% 10.32%초졸 286 11,599 2.84% 3.54%중졸 324 14,007 12.92% 3.54%고졸 758 37,497 4.41% 1.40%

대졸이상 268 16,734 8.97% 2.28%

권역

서울 198 12,174 23.41% 3.25%부산 163 6,913 7.49% 3.83%

대구/경북 197 8,628 9.46% 3.43%강원 71 3,106 14.21% 9.90%

경남/울산 201 8,584 17.70% 2.93%경기 386 18,783 7.65% 2.30%인천 145 6,089 10.34% 4.14%전라 176 9,436 11.31% 4.10%충청 167 8,779 9.23% 2.25%

장해등급

1 - 3 급 25 493 0.34% 0.00% 4 - 7 급 70 1,616 14.50% 2.70% 8 - 9 급 137 2,964 11.68% 2.59%10 - 12 급 690 15,927 3.65% 1.11%13 - 14 급 479 11,153 5.03% 1.21%

장해없음 303 50,340 6.70% 1.78%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 8.40% 1.27%원직장복귀(신규) 13 690 7.14% 4.86%

재취업(계속) 522 24,636 5.40% 2.23%재취업(신규) 244 13,534 12.08% 2.80%자영업(계속) 71 3,541 9.78% 4.76%자영업(신규) 24 1,574 11.78% 4.80%

무급가족종사(계속) 10 584 0.00% 9.99%무급가족종사(신규) 1 13 0.00% 0.00%

실직자 58 3,028 12.94% .비경제활동인구 275 10,340 13.29% .

*자격증을 보유한 패널만을 대상으로 분석한 결과임

<표� 5> ‘현재�자격증�보유개수’ 및� ‘한�달� 평균� 근무일수’ - CV(단위: 명, %)

<표 6>과 <표 7>은 ‘1일 평균 근무시간’과 ‘1주 평균 초과근로시간’의 평균과 CV의 값이다. 평균

적으로 ‘1일 평균 근무시간’은 9.25시간, ‘1주 평균 초과근로시간’은 10.74시간으로 조사되었다(<표 6>).

<표 7>에 의하면, ‘1일 평균 근무시간’의 경우 권역 중 ‘강원’만이 11.63%이며 그 외 8% 이내로

안정적이다. ‘1주 평균 초과근로시간’은 교육수준 중 무학·초졸, 권역에서 부산·경기, 경제활동별로는 원

직장복귀(신규) 및 재취업(신규)의 CV값이 25% 이상으로 불안정한 상태이다. 이에 교육수준 중 무학·

초졸은 ‘초졸 이하’로 통합하는 방안을 고민할 필요가 있어 보이며, 권역과 경제활동의 경우는 통합이

어려우므로 추정결과가 불안함을 염두에 두고 살펴보아야 한다.



구 분　 표본 크기 추정 인원수하루 평균근무시간

1주 평균 초과근로시간

전 체 1,704 82,493 9.25 10.74

성별남자 1,422 66,478 9.39 11.11

여자 282 16,015 8.58 7.08

교육수준

무학 68 2,656 8.96 4.71

초졸 286 11,599 8.45 6.25

중졸 324 14,007 9.46 8.52

고졸 758 37,497 9.53 10.86

대졸이상 268 16,734 8.97 12.22

권역

서울 198 12,174 10.11 6.28

부산 163 6,913 9.30 9.56

대구/경북 197 8,628 8.57 8.79

강원 71 3,106 9.93 4.70

경남/울산 201 8,584 9.28 14.17

경기 386 18,783 9.17 13.44

인천 145 6,089 8.77 9.49

전라 176 9,436 9.34 11.31

충청 167 8,779 8.71 8.05

장해등급

1 - 3 급 25 493 8.00 10.00

4 - 7 급 70 1,616 9.00 6.07

8 - 9 급 137 2,964 9.42 9.31

10 - 12 급 690 15,927 9.06 10.24

13 - 14 급 479 11,153 9.06 9.98

장해없음 303 50,340 9.34 11.51

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 9.02 11.17

원직장복귀(신규) 13 690 8.66 9.30

재취업(계속) 522 24,636 9.42 9.17

재취업(신규) 244 13,534 9.71 11.33

자영업(계속) 71 3,541 8.39 .

자영업(신규) 24 1,574 8.97 .

무급가족종사(계속) 10 584 7.67 .

무급가족종사(신규) 1 13 4.00 .

실직자 58 3,028 . .

비경제활동인구 275 10,340 . .

*‘1주 평균 초과근로시간’은 초과근로를 한 패널만을 대상으로 분석한 결과임

<표� 6> 현재�근로현황�Ⅰ� - 평균(단위: 명, 시간)


266

구 분　 표본 크기 추정 인원수하루 평균근무시간

1주 평균 초과근로시간

전 체 1,704 82,493 1.34% 7.51%

성별남자 1,422 66,478 1.43% 8.40%여자 282 16,015 3.28% 16.47%

교육수준

무학 68 2,656 4.03% 29.83%초졸 286 11,599 3.01% 33.63%중졸 324 14,007 3.61% 11.88%고졸 758 37,497 2.10% 7.49%

대졸이상 268 16,734 2.15% 21.74%

권역

서울 198 12,174 4.13% 13.35%부산 163 6,913 3.28% 37.91%

대구/경북 197 8,628 1.55% 16.64%강원 71 3,106 11.63% 0.00%

경남/울산 201 8,584 2.92% 7.57%경기 386 18,783 2.39% 31.44%인천 145 6,089 1.96% 3.65%전라 176 9,436 6.33% 8.18%충청 167 8,779 2.83% 18.80%

장해등급

1 - 3 급 25 493 0.00% 0.00% 4 - 7 급 70 1,616 5.90% 1.97% 8 - 9 급 137 2,964 3.30% 10.15%10 - 12 급 690 15,927 1.23% 9.27%13 - 14 급 479 11,153 1.29% 9.23%

장해없음 303 50,340 2.06% 12.75%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 1.25% 6.32%원직장복귀(신규) 13 690 3.72% 35.84%

재취업(계속) 522 24,636 2.23% 14.28%재취업(신규) 244 13,534 4.40% 28.00%자영업(계속) 71 3,541 5.42% .자영업(신규) 24 1,574 7.19% .

무급가족종사(계속) 10 584 4.08% .무급가족종사(신규) 1 13 0.00% .

실직자 58 3,028 . .비경제활동인구 275 10,340 . .


<표� 7> 현재�근로현황�Ⅰ� - CV(단위: 명, %)

<표 8>과 <표 9>는 ‘1주 평균 초과근로 수당’과 ‘한 달 평균 임금’의 평균과 CV의 값이다. 산재요

양종결자 중 임금근로 종사자의 ‘1주 평균 초과근로수당’은 평균 33만원, ‘한 달 평균 임금’은 평균 227

만원이다(<표 8>).

<표 9>를 살펴보면, 전체적으로 ‘1주 평균 초과근로 수당의 CV값은 13% 이내, ‘한 달 임금’의

CV값은 3% 이내로 안정적인 수준이다. ‘1주 평균 초과근로 수당’의 경우 교육수준별로는 무학·중졸·대

졸이상, 권역별로는 부산·대구/경북·경기, 경제활동별로는 원직장복귀(신규)·재취업(계속)·재취업(신규)의

CV값이 25% 이상으로 불안정한 것으로 나타났다. ‘1주 평균 초과근로 수당’을 볼 때 교육수준을 ‘초졸

이하’와 ‘중졸 이상’으로 통합하는 방안도 고려할 수 있다. 권역의 경우 부산, 대구/경북, 경기 또는 모

든 권역에 대해 인근 지역별로 통합하는 방법도 필요하다. 경제활동의 경우 원직장복귀·재취업의 ‘계속’

과 ‘신규’를 통합하는 방식을 제안한다.



구 분　 표본 크기 추정 인원수1주 평균

초과근로 수당한 달

평균 임금

전 체 1,704 82,493 32.57 226.79

성별남자 1,422 66,478 34.50 247.11

여자 282 16,015 13.44 134.34

교육수준

무학 68 2,656 9.14 146.65

초졸 286 11,599 22.72 172.16

중졸 324 14,007 17.67 191.35

고졸 758 37,497 39.22 240.64

대졸이상 268 16,734 25.65 259.40

권역

서울 198 12,174 9.85 207.57

부산 163 6,913 14.31 215.88

대구/경북 197 8,628 39.67 213.12

강원 71 3,106 5.30 163.28

경남/울산 201 8,584 51.11 275.74

경기 386 18,783 33.98 226.25

인천 145 6,089 19.69 238.07

전라 176 9,436 36.64 224.13

충청 167 8,779 26.04 240.22

장해등급

1 - 3 급 25 493 0.00 150.00

4 - 7 급 70 1,616 35.99 215.20

8 - 9 급 137 2,964 37.75 213.95

10 - 12 급 690 15,927 35.31 236.02

13 - 14 급 479 11,153 24.72 225.41

장해없음 303 50,340 33.96 225.30

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 39.01 264.95

원직장복귀(신규) 13 690 51.82 170.40

재취업(계속) 522 24,636 21.60 206.18

재취업(신규) 244 13,534 27.74 197.94

자영업(계속) 71 3,541 . .

자영업(신규) 24 1,574 . .

무급가족종사(계속) 10 584 . .

무급가족종사(신규) 1 13 . .

실직자 58 3,028 . .

비경제활동인구 275 10,340 . .


<표� 8> 현재�근로현황�Ⅱ� - 평균(단위: 명, 만원)


268

구 분　 표본 크기 추정 인원수1주 평균

초과근로 수당한 달

평균 임금전 체 1,704 82,493 12.94% 2.21%

성별남자 1,422 66,478 13.06% 2.16%여자 282 16,015 23.22% 5.25%

교육수준

무학 68 2,656 84.74% 11.14%초졸 286 11,599 21.52% 6.77%중졸 324 14,007 31.17% 6.04%고졸 758 37,497 14.45% 2.90%

대졸이상 268 16,734 33.64% 4.59%

권역

서울 198 12,174 19.34% 4.97%부산 163 6,913 49.08% 6.82%

대구/경북 197 8,628 55.24% 5.85%강원 71 3,106 0.00% 4.96%

경남/울산 201 8,584 18.07% 6.13%경기 386 18,783 49.38% 4.34%인천 145 6,089 11.08% 7.19%전라 176 9,436 24.31% 9.17%충청 167 8,779 19.41% 7.85%

장해등급

1 - 3 급 25 493 . 0.00% 4 - 7 급 70 1,616 8.65% 6.34% 8 - 9 급 137 2,964 21.70% 4.61%10 - 12 급 690 15,927 16.44% 2.14%13 - 14 급 479 11,153 12.05% 2.33%

장해없음 303 50,340 22.57% 3.50%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 14.34% 3.43%원직장복귀(신규) 13 690 34.90% 23.24%

재취업(계속) 522 24,636 36.74% 3.32%재취업(신규) 244 13,534 33.65% 4.70%자영업(계속) 71 3,541 . .자영업(신규) 24 1,574 . .

무급가족종사(계속) 10 584 . .무급가족종사(신규) 1 13 . .

실직자 58 3,028 . .비경제활동인구 275 10,340 . .


<표� 9> 현재�근로현황�Ⅱ� - CV(단위: 명, %)

<표 10>과 <표 11>은 의료기관 방문현황 중 ‘1년간 총 외래진료 횟수’와 ‘1년간 총 입원 횟수’의

평균 및 CV 추정값이다. 산재요양종결자의 ‘1년간 총 외래진료 횟수’는 평균 7.93회, ‘1년간 총 입원 횟

수’는 평균 0.25회로 나타났다(<표 10>).

<표 11>을 살펴보면, ‘1년간 총 외래진료 횟수’의 전체 CV값은 6.86%로 안정적인 반면, ‘1년간 총

입원 횟수’의 CV값은 약 41%로 불안정적이다. 즉, 후자의 경우 전체적인 CV값이 불안정하므로 전체

결과 및 성별, 교육수준, 권역, 장해등급, 경제활동 상태별 결과를 이용하기에는 무리가 있다. 한편 ‘1년

간 총 외래진료 횟수’에서도 권역에서 부산·강원, 장해등급에서 1-3급 및 4-7급, 경제활동의 상태에서

는 원직장복귀(신규)·자영업(신규)·무급가족종사(계속)·실직자의 CV값이 25% 이상으로 불안정하다. 이

같은 상황에서는 부산·강원의 경우 유사지역과 통합, 경제활동은 원직장복귀·자영업·무급가족종사 각각에

대해 ‘계속’과 ‘신규’를 통합할 필요가 있을 것으로 판단된다. 또한, 실직자·비경제활동인구를 ‘미취업자’

로 통합하는 방안을 고려할 필요가 있다.



구 분　 표본 크기 추정 인원수최근 1년간총 외래진료

횟수

최근 1년간총 입원 횟수

전 체 1,704 82,493 7.93 0.25

성별남자 1,422 66,478 7.06 0.27

여자 282 16,015 11.54 0.15

교육수준

무학 68 2,656 23.26 0.14

초졸 286 11,599 13.52 0.27

중졸 324 14,007 7.63 0.74

고졸 758 37,497 6.37 0.15

대졸이상 268 16,734 5.38 0.06

권역

서울 198 12,174 9.55 0.15

부산 163 6,913 4.99 1.31

대구/경북 197 8,628 7.02 0.08

강원 71 3,106 5.58 0.11

경남/울산 201 8,584 8.94 0.11

경기 386 18,783 5.07 0.20

인천 145 6,089 4.83 0.07

전라 176 9,436 15.30 0.23

충청 167 8,779 9.06 0.16

장해등급

1 - 3 급 25 493 44.71 0.81

4 - 7 급 70 1,616 19.94 0.12

8 - 9 급 137 2,964 8.61 0.07

10 - 12 급 690 15,927 8.93 0.24

13 - 14 급 479 11,153 7.04 0.43

장해없음 303 50,340 7.02 0.22

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 6.52 0.08

원직장복귀(신규) 13 690 7.05 0.09

재취업(계속) 522 24,636 4.56 0.09

재취업(신규) 244 13,534 7.87 0.07

자영업(계속) 71 3,541 5.64 0.05

자영업(신규) 24 1,574 2.82 0.03

무급가족종사(계속) 10 584 5.94 0.05

무급가족종사(신규) 1 13 20.00 0.00

실직자 58 3,028 14.75 0.18

비경제활동인구 275 10,340 19.12 1.39

<표� 10> 의료기관�방문�현황� Ⅰ� - 평균�(단위: 명, 회)


270

구 분　 표본 크기 추정 인원수최근 1년간

총 외래진료 횟수최근 1년간

총 입원 횟수

전 체 1,704 82,493 6.86% 41.17%

성별남자 1,422 66,478 8.42% 46.20%여자 282 16,015 11.45% 32.27%

교육수준

무학 68 2,656 27.52% 45.79%초졸 286 11,599 14.33% 32.18%중졸 324 14,007 11.24% 77.68%고졸 758 37,497 10.28% 38.25%

대졸이상 268 16,734 21.62% 40.61%

권역

서울 198 12,174 18.69% 42.90%부산 163 6,913 26.37% 90.69%

대구/경북 197 8,628 14.00% 44.25%강원 71 3,106 28.49% 24.75%

경남/울산 201 8,584 24.05% 26.26%경기 386 18,783 13.32% 56.95%인천 145 6,089 23.55% 47.40%전라 176 9,436 17.19% 38.61%충청 167 8,779 18.06% 27.32%

장해등급

1 - 3 급 25 493 37.81% 79.46% 4 - 7 급 70 1,616 30.23% 35.84% 8 - 9 급 137 2,964 21.04% 34.81%10 - 12 급 690 15,927 9.20% 29.91%13 - 14 급 479 11,153 9.61% 46.01%

장해없음 303 50,340 11.23% 72.14%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 15.57% 29.29%원직장복귀(신규) 13 690 32.72% 70.36%


무급가족종사(계속) 10 584 64.25% 108.62%무급가족종사(신규) 1 13 0.00% .

실직자 58 3,028 37.68% 40.42%비경제활동인구 275 10,340 12.17% 58.13%

<표� 11> 의료기관�방문�현황�Ⅰ� - CV(단위: 명, %)

<표 12>와 <표 13>는 최근 1년간 입원 이력이 있는 개인의 ‘1년간 총 입원 일수’와 ‘1년간 장기

입원 기간’의 평균 및 CV 추정값이다. 분석 결과, 산재요양종결자의 1년간 ‘1년간 총 입원 일수’는 평

균 24.03일, ‘1년간 장기 입원 기간’은 평균 19.35일이다(<표 12>).

<표 13>을 살펴보면, ‘1년간 총 입원 일수’와 ‘1년간 장기 입원 기간’ 각각의 전체 CV값이 16%

이내로 허용가능한 수준이다. ‘1년간 총 입원 일수’의 경우 교육수준에서 대졸이상, 권역에서 서울·대구/

경북·전라·충청, 장해등급에서 ‘장해없음’의 CV값이 25% 이상으로 나타났다. 경제활동에서는 원직장복

귀(계속)·재취업(계속)·재취업(신규)·자영업(계속)·자영업(신규)의 CV값이 25% 이상으로 산출되었다. 이



와 같이 CV값 추정결과가 불안정한 수준이므로, 교육수준에서 고졸과 대졸이상을 통합하고, 권역의 경

우 모든 권역에 대해 유사권역별로 통합해야 할 것으로 판단된다. 장해등급의 경우 ‘13-14급’과 ‘장해없

음’을, 경제활동은 원직장복귀·재취업·자영업 모두에서 ‘계속’과 ‘신규’를 통합하는 방안도 제안한다. ‘1년

간 장기 입원 기간을 성별, 교육수준, 권역, 장해등급, 경제활동에 따라 분석할 때에도 동일한 방식을

고려할 수 있다.


총 입원 일수최근 1년간

장기 입원 기간

전 체 1,704 82,493 24.03 19.35

성별남자 1,422 66,478 28.19 22.39

여자 282 16,015 10.90 9.75

교육수준

무학 68 2,656 56.84 54.38

초졸 286 11,599 26.78 19.26

중졸 324 14,007 30.71 22.00

고졸 758 37,497 21.51 18.87

대졸이상 268 16,734 6.77 4.45

권역

서울 198 12,174 19.14 17.09

부산 163 6,913 41.69 10.31

대구/경북 197 8,628 17.06 13.75

강원 71 3,106 19.54 19.26

경남/울산 201 8,584 18.10 14.16

경기 386 18,783 17.14 12.59

인천 145 6,089 34.75 33.89

전라 176 9,436 22.70 15.70

충청 167 8,779 35.42 33.60

장해등급

1 - 3 급 25 493 73.81 19.26

4 - 7 급 70 1,616 52.99 50.54

8 - 9 급 137 2,964 10.19 10.19

10 - 12 급 690 15,927 27.48 22.13

13 - 14 급 479 11,153 27.25 21.03

장해없음 303 50,340 19.06 16.39

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 15.54 13.98

원직장복귀(신규) 13 690 5.63 5.63

재취업(계속) 522 24,636 22.00 19.68

재취업(신규) 244 13,534 20.67 16.70

자영업(계속) 71 3,541 14.31 14.31

자영업(신규) 24 1,574 24.51 24.51

무급가족종사(계속) 10 584 7.00 7.00

무급가족종사(신규) 1 13 . .

실직자 58 3,028 21.04 19.88

비경제활동인구 275 10,340 34.46 24.34

*최근 1년간 입원이력이 있는 패널만을 대상으로 분석한 결과임

<표� 12> 의료기관�방문�현황� Ⅱ� - 평균(단위: 명, 일)


272


총 입원 일수최근 1년간

장기 입원 기간전 체 1,704 82,493 12.37% 15.06%

성별남자 1,422 66,478 14.52% 17.28%여자 282 16,015 22.77% 27.48%

교육수준

무학 68 2,656 18.51% 19.84%초졸 286 11,599 24.95% 23.81%중졸 324 14,007 21.10% 25.85%고졸 758 37,497 24.56% 27.38%

대졸이상 268 16,734 30.75% 42.40%

권역

서울 198 12,174 35.31% 38.98%부산 163 6,913 10.18% 47.52%

대구/경북 197 8,628 46.23% 57.70%강원 71 3,106 23.76% 24.04%

경남/울산 201 8,584 16.81% 12.41%경기 386 18,783 19.64% 20.70%인천 145 6,089 24.88% 25.68%전라 176 9,436 41.19% 57.22%충청 167 8,779 32.57% 34.41%

장해등급

1 - 3 급 25 493 0.80% 3.85% 4 - 7 급 70 1,616 13.98% 13.83% 8 - 9 급 137 2,964 9.90% 9.90%10 - 12 급 690 15,927 14.81% 16.77%13 - 14 급 479 11,153 17.55% 20.96%

장해없음 303 50,340 27.68% 32.10%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 25.56% 26.64%원직장복귀(신규) 13 690 9.44% 9.44%


무급가족종사(계속) 10 584 0.00% 0.00%무급가족종사(신규) 1 13 . .

실직자 58 3,028 18.81% 19.78%비경제활동인구 275 10,340 17.96% 22.32%

*최근 1년간 입원이력이 있는 패널만을 대상으로 분석한 결과임

<표� 13> 의료기관�방문�현황�Ⅱ� - CV(단위: 명, %)

<표 14>와 <표 15>는 개인의 ‘1주 평균 운동일수’와 ‘1일 평균 수면시간’의 평균 및 CV 추정값이

다. 표본의 ‘1주 운동일수’는 평균 1.58일, ‘1일 수면시간’은 6.79시간으로 조사되었다(<표 14>). <표

15>에 의하면, ‘1주 평균 운동일수’와 ‘1일 평균 수면시간’의 전체적인 CV값은 6% 이내로 매우 안정적

이다. 다만 ‘1주 평균 운동일수’의 경우 권역에서 강원, 경제활동에서는 원직장복귀(신규)·자영업(계속)·

자영업(신규)·무급가족종사(계속)의 CV값이 25% 이상으로 불안정한 수준이다. 이 경우 강원은 유사권역

과, 원직장복귀·자영업·무급가족종사는 ‘계속’과 ‘신규’의 통합을 고려할 필요가 있다. ‘1일 평균 수면시

간’의 경우 성별, 교육수준, 권역, 장해등급, 경제활동별 모든 추정값의 CV값이 최대 11.13%로 양호한

수준이다.



구 분　 표본 크기 추정 인원수일주일

평균 운동일수하루 평균 수면시간

전 체 1,704 82,493 1.58 6.79

성별남자 1,422 66,478 1.49 6.80

여자 282 16,015 1.98 6.73

교육수준

무학 68 2,656 2.19 6.47

초졸 286 11,599 1.29 6.68

중졸 324 14,007 1.38 6.87

고졸 758 37,497 1.57 6.81

대졸이상 268 16,734 1.89 6.80

권역

서울 198 12,174 1.95 6.53

부산 163 6,913 1.60 6.88

대구/경북 197 8,628 1.62 6.85

강원 71 3,106 1.71 6.92

경남/울산 201 8,584 2.11 6.89

경기 386 18,783 1.30 6.79

인천 145 6,089 1.10 6.72

전라 176 9,436 1.54 6.74

충청 167 8,779 1.45 6.96

장해등급

1 - 3 급 25 493 2.03 7.21

4 - 7 급 70 1,616 2.21 6.90

8 - 9 급 137 2,964 1.99 6.78

10 - 12 급 690 15,927 1.65 6.72

13 - 14 급 479 11,153 1.57 6.78

장해없음 303 50,340 1.52 6.80

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 1.73 6.74

원직장복귀(신규) 13 690 1.55 6.83

재취업(계속) 522 24,636 1.14 6.77

재취업(신규) 244 13,534 1.35 6.80

자영업(계속) 71 3,541 0.94 6.92

자영업(신규) 24 1,574 1.54 7.15

무급가족종사(계속) 10 584 0.94 6.80

무급가족종사(신규) 1 13 0.00 6.00

실직자 58 3,028 1.93 6.99

비경제활동인구 275 10,340 2.75 6.77

<표� 14> 현재�일상생활�현황� - 평균(단위: 명, 일, 시간)


274

구 분　 표본 크기 추정 인원수일주일

평균 운동일수하루 평균 수면시간

전 체 1,704 82,493 5.12% 0.57%

성별남자 1,422 66,478 5.57% 0.63%여자 282 16,015 11.31% 1.32%

교육수준

무학 68 2,656 24.80% 3.97%초졸 286 11,599 16.27% 1.37%중졸 324 14,007 11.76% 1.21%고졸 758 37,497 7.83% 0.92%

대졸이상 268 16,734 9.46% 1.18%

권역

서울 198 12,174 13.63% 1.80%부산 163 6,913 17.68% 1.75%

대구/경북 197 8,628 16.92% 1.13%강원 71 3,106 31.32% 2.82%

경남/울산 201 8,584 11.35% 1.56%경기 386 18,783 10.15% 1.29%인천 145 6,089 20.24% 2.14%전라 176 9,436 16.20% 1.91%충청 167 8,779 16.08% 1.48%

장해등급

1 - 3 급 25 493 24.95% 5.66% 4 - 7 급 70 1,616 14.94% 2.45% 8 - 9 급 137 2,964 10.81% 1.40%10 - 12 급 690 15,927 5.27% 0.66%13 - 14 급 479 11,153 6.92% 0.71%

장해없음 303 50,340 8.33% 0.88%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 8.43% 1.03%원직장복귀(신규) 13 690 47.21% 7.29%


무급가족종사(계속) 10 584 80.95% 11.13%무급가족종사(신규) 1 13 . 0.00%

실직자 58 3,028 23.75% 3.63%비경제활동인구 275 10,340 10.17% 1.60%

<표� 15> 현재�일상생활�현황� - CV(단위: 명, %)

<표 16>과 <표 17>은 2014년 한 해 동안 개인 근로소득, 개인 근로외소득, 개인 총 소득의 평균

및 CV 추정값이다. 개인 근로소득은 평균 2,143만원, 개인 근로외소득은 평균 148만원, 개인 총소득은

평균 2,292만원으로 산출되었다(<표 16>).

<표 17>에서 전체 개인의 근로소득·총소득의 CV값은 5% 이내, 개인 근로외소득의 CV값은 10%

이내로 허용 가능한 수준이다. 이를 세부적으로 살펴보면 개인 근로소득 및 총소득은 모든 특성에서

CV값이 25% 이내로 추정결과가 양호한 수준이다. 개인 근로외소득의 경우 교육수준에서 무학·대졸 이

상, 권역에서 부산·강원·인천, 장해등급은 8-9급, 경제활동에서 원직장복귀(신규)·재취업(계속)·자영업(계

속)·자영업(신규)·무급가족종사자(계속)·실직자의 CV 추정치가 불안정하다. 교육수준의 경우 ‘무학’과 ‘초

졸’을 ‘초졸 이하’로 통합하고, ‘고졸’과 ‘대졸 이상’을 ‘고졸 이상’으로 통합하는 방안이 필요할 것이다.

부산·강원·인천은 유사 권역 혹은 인근 권역으로의 통합을 고려해야 할 것으로 판단된다. 장해등급은



8-9급과 10-12급을 통합할 수 있는데, 이 경우에는 분석결과 해석에 주의를 요한다. 경제활동의 경우

원직장복귀·재취업·자영업·무급가족종사의 ‘계속’과 ‘신규’의 통합을 고려할 필요가 있다. 실직자의 경우

에는 비경제활동과 함께 통합하여 ‘미취업자’로 추정결과를 이용하는 것이 바람직한 방식으로 판단된다.

구 분　 표본 크기추정

인원수개인 근로소득

개인 근로외소득

개인 총소득

전 체 1,704 82,493 2143.34 148.26 2291.60

성별남자 1,422 66,478 2388.85 136.26 2525.11

여자 282 16,015 1124.24 198.10 1322.34

교육수준

무학 68 2,656 797.56 381.66 1179.21

초졸 286 11,599 1317.62 173.19 1490.81

중졸 324 14,007 1666.96 199.33 1866.28

고졸 758 37,497 2393.83 107.89 2501.72

대졸이상 268 16,734 2766.75 141.68 2908.43

권역

서울 198 12,174 2068.04 99.11 2167.16

부산 163 6,913 1900.39 173.64 2074.04

대구/경북 197 8,628 1973.51 193.42 2166.93

강원 71 3,106 1351.13 160.19 1511.32

경남/울산 201 8,584 2720.88 138.41 2859.29

경기 386 18,783 2168.01 104.02 2272.03

인천 145 6,089 2367.86 179.86 2547.72

전라 176 9,436 2000.94 208.37 2209.31

충청 167 8,779 2266.10 165.62 2431.72

장해등급

1 - 3 급 25 493 58.03 2346.61 2404.63

4 - 7 급 70 1,616 1367.09 839.80 2206.89

8 - 9 급 137 2,964 1847.16 120.49 1967.65

10 - 12 급 690 15,927 2167.32 112.36 2279.69

13 - 14 급 479 11,153 2247.29 126.51 2373.79

장해없음 303 50,340 2175.50 122.35 2297.85

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 3161.68 90.88 3252.56

원직장복귀(신규) 13 690 1306.85 367.59 1674.44

재취업(계속) 522 24,636 2365.12 102.63 2467.75

재취업(신규) 244 13,534 1791.14 66.02 1857.16

자영업(계속) 71 3,541 1900.82 97.03 1997.85

자영업(신규) 24 1,574 1921.34 31.64 1952.98

무급가족종사(계속) 10 584 28.80 207.41 236.21

무급가족종사(신규) 1 13 . 600.00 600.00

실직자 58 3,028 893.54 219.82 1113.36

비경제활동인구 275 10,340 318.47 496.70 815.17

<표� 16> 2014년�개인소득� - 평균(단위: 명, 만원)


276

구 분　 표본 크기추정

인원수개인 근로소득

개인 근로외소득

개인 총소득

전 체 1,704 82,493 2.80% 9.06% 2.60%

성별남자 1,422 66,478 2.78% 9.63% 2.63%

여자 282 16,015 8.21% 20.74% 7.02%

교육수준

무학 68 2,656 19.51% 26.87% 11.75%

초졸 286 11,599 7.54% 14.29% 6.53%

중졸 324 14,007 6.93% 17.45% 6.07%

고졸 758 37,497 3.68% 13.02% 3.47%

대졸이상 268 16,734 5.67% 30.62% 5.52%

권역

서울 198 12,174 6.86% 24.21% 6.44%

부산 163 6,913 10.49% 28.70% 9.17%

대구/경북 197 8,628 8.40% 22.55% 6.81%

강원 71 3,106 12.25% 38.47% 10.28%

경남/울산 201 8,584 7.74% 22.26% 7.49%

경기 386 18,783 5.00% 22.21% 5.14%

인천 145 6,089 10.01% 50.89% 9.12%

전라 176 9,436 11.24% 22.27% 9.90%

충청 167 8,779 9.54% 19.87% 8.61%

장해등급

1 - 3 급 25 493 103.29% 8.21% 7.96%

4 - 7 급 70 1,616 13.88% 13.50% 8.84%

8 - 9 급 137 2,964 7.14% 35.58% 7.12%

10 - 12 급 690 15,927 3.04% 10.84% 2.81%

13 - 14 급 479 11,153 3.28% 16.21% 3.10%

장해없음 303 50,340 4.34% 16.75% 4.07%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 3.46% 24.08% 3.48%

원직장복귀(신규) 13 690 41.99% 59.52% 21.43%

재취업(계속) 522 24,636 3.66% 25.85% 3.51%

재취업(신규) 244 13,534 6.67% 20.04% 6.36%

자영업(계속) 71 3,541 11.13% 33.74% 10.30%

자영업(신규) 24 1,574 22.39% 61.16% 22.20%

무급가족종사(계속) 10 584 76.04% 72.97% 64.21%

무급가족종사(신규) 1 13 0.00% 0.00% 0.00%

실직자 58 3,028 16.00% 32.25% 14.14%

비경제활동인구 275 10,340 33.09% 10.63% 13.77%

<표� 17> 2014년�개인소득� - CV(단위: 명, %)

<표 18>은 현재 사업장의 초과근무 비율과 CV의 값으로, 초과근무를 하는 근로자의 비율은

16.58%이다. 전체적인 CV값은 10% 이내로 안정적이나, ‘예(초과근무 수행)’ 응답자 중 일부 셀에서

25% 이상의 불안정한 CV값이 확인된다. 우선 성별의 경우에는 통합이 어렵기 때문에 추정결과를 이용

하는 경우 추정결과가 불안정할 수 있음을 인지하고 이용해야 한다. 교육수준은 무학·초졸·중졸을 ‘중졸

이하’로 통합을, 권역의 경우 서울·부산·대구/경북·강원·인천·전라·충청을 유사권역 혹은 인근권역별로 통

합할 필요가 있다. 장해등급은 1-3급과 4-7급의 통합을, 경제활동의 경우 원직장복귀자에서 ‘계속’과

‘신규’의 통합이 필요한 것으로 판단된다.



구 분　표본크기

추정 인원수

추정비율 CV예 아니오 예 아니오

전 체 1,704 82,493 16.58 83.42 9.45% 1.88%

성별남자 1,422 66,478 18.37 81.63 9.91% 2.23%여자 282 16,015 8.44 91.56 28.31% 2.61%

교육수준

무학 68 2,656 6.96 93.04 54.56% 4.08%초졸 286 11,599 6.71 93.29 37.87% 2.72%중졸 324 14,007 9.32 90.68 26.29% 2.70%고졸 758 37,497 20.13 79.87 12.20% 3.07%

대졸이상 268 16,734 20.31 79.69 19.60% 5.00%

권역

서울 198 12,174 11.65 88.35 27.42% 3.61%부산 163 6,913 15.59 84.41 44.90% 8.30%

대구/경북 197 8,628 17.12 82.88 27.71% 5.73%강원 71 3,106 4.91 95.09 50.87% 2.63%

경남/울산 201 8,584 35.09 64.91 16.96% 9.17%경기 386 18,783 11.17 88.83 23.16% 2.91%인천 145 6,089 11.18 88.82 40.12% 5.05%전라 176 9,436 18.22 81.78 31.40% 7.00%충청 167 8,779 22.37 77.63 25.43% 7.33%

장해등급

1 - 3 급 25 493 100.00 0.00 0.00% . 4 - 7 급 70 1,616 14.39 85.61 43.94% 7.39% 8 - 9 급 137 2,964 22.10 77.90 21.33% 6.05%10 - 12 급 690 15,927 19.89 80.11 9.24% 2.30%13 - 14 급 479 11,153 22.69 77.31 11.05% 3.24%

장해없음 303 50,340 13.84 86.16 17.24% 2.77%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 22.84 77.16 12.60% 3.73%원직장복귀(신규) 13 690 11.95 88.05 69.72% 9.46%

재취업(계속) 522 24,636 9.54 90.46 18.72% 1.98%재취업(신규) 244 13,534 18.26 81.74 20.47% 4.58%자영업(계속) 71 3,541 . . . .자영업(신규) 24 1,574 . . . .

무급가족종사(계속) 10 584 . . . .무급가족종사(신규) 1 13 . . . .

실직자 58 3,028 . . . .비경제활동인구 275 10,340 . . . .

*초과근무 여부는 임금근로자(원직장복귀자 및 재취업자)에게만 조사하는 문항임

<표� 18> 초과근로�여부� � 비율� 및� CV(단위: 명, %)

<표 19>는 현재 산재근로자가 종사하는 사업장에서 주 40시간 근무제를 실시하는 비율과 CV의

값이며, 본 조사에서는 42.98%로 집계되었다. 전체적인 CV값은 6% 이내로 우수하며, 성별·장해등급별

CV값도 25% 이내로 큰 문제가 없다. 그러나 ‘예(주40시간 근무제 시행)’ 응답자 중에서 교육수준·권역·

경제활동별 일부 CV값이 25% 이상으로 불안정함을 확인할 수 있다. 따라서 교육수준의 경우 무학·초

졸은 ‘초졸 이하’로 통합을, 권역에서 강원은 다른 유사 지역과 통합을 고려할 필요가 있어 보인다. 경

제활동의 경우 원직장복귀(신규)의 CV값이 57.62%로 불안정하므로, 원직장복귀자에서 ‘계속’과 ‘신규’의

통합을 제안한다.


278


추정 인원수


전 체 1,704 82,493 42.98 57.02 5.18% 3.90%

성별남자 1,422 66,478 40.81 59.19 5.88% 4.05%여자 282 16,015 52.86 47.14 10.41% 11.68%

교육수준

무학 68 2,656 22.34 77.66 53.95% 15.52%초졸 286 11,599 27.78 72.22 18.80% 7.23%중졸 324 14,007 31.08 68.92 15.26% 6.88%고졸 758 37,497 41.10 58.90 7.82% 5.46%

대졸이상 268 16,734 65.94 34.06 7.07% 13.68%

권역

서울 198 12,174 34.90 65.10 16.85% 9.03%부산 163 6,913 34.98 65.02 22.80% 12.27%

대구/경북 197 8,628 37.84 62.16 17.66% 10.75%강원 71 3,106 22.12 77.88 42.47% 12.06%

경남/울산 201 8,584 52.44 47.56 12.09% 13.34%경기 386 18,783 49.30 50.70 9.42% 9.16%인천 145 6,089 49.66 50.34 15.45% 15.24%전라 176 9,436 38.04 61.96 18.86% 11.58%충청 167 8,779 48.94 51.06 14.03% 13.45%

장해등급

1 - 3 급 25 493 100.00 0.00 0.00% . 4 - 7 급 70 1,616 38.58 61.42 21.18% 13.31% 8 - 9 급 137 2,964 37.98 62.02 13.97% 8.56%10 - 12 급 690 15,927 41.14 58.86 5.52% 3.86%13 - 14 급 479 11,153 36.86 63.14 7.91% 4.61%

장해없음 303 50,340 45.36 54.64 7.64% 6.34%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 58.57 41.43 5.92% 8.37%원직장복귀(신규) 13 690 15.59 84.41 57.62% 10.64%



실직자 58 3,028 . . . .비경제활동인구 275 10,340 . . . .

*주 40시간 근무제 여부는 임금근로자(원직장복귀자 및 재취업자)에게만 조사하는 문항임

<표� 19> 주40시간�근무제�실시여부� � 비율� 및� CV(단위: 명, %)

<표 20>은 근로계약서의 작성여부 및 CV의 값이며, 현재 근무지에서 근로계약서를 작성한 비율은

56.58%로 조사되었다. 근로계약서 작성여부에 대해 전체적인 CV값은 3.88% 및 5.05%로 매우 안정적

이다. 다만 교육수준·권역·경제활동별로 세부적으로 살펴보면 일부 CV값이 25% 이상으로 불안정하다.

따라서 교육수준의 경우 무학·초졸을 ‘초졸 이하’로, 권역의 경우 부산·강원을 다른 유사 지역과 통합하

는 방안을 고려할 필요가 있다. 경제활동의 경우 ‘예(근로계약서 작성하였음)’ 응답자 중에서 원직장복귀

(신규)의 CV값이 56.66%로 불안정하기 때문에 원직장복귀의 ‘계속’과 ‘신규’의 통합이 필요할 것으로

판단된다.




추정 인원수


전 체 1,704 82,493 56.58 43.42 3.88% 5.05%

성별남자 1,422 66,478 56.84 43.16 4.23% 5.57%여자 282 16,015 55.42 44.58 9.95% 12.37%

교육수준

무학 68 2,656 47.53 52.47 28.98% 26.25%초졸 286 11,599 42.04 57.96 13.71% 9.95%중졸 324 14,007 46.79 53.21 11.07% 9.73%고졸 758 37,497 58.19 41.81 5.68% 7.91%

대졸이상 268 16,734 68.83 31.17 6.54% 14.43%

권역

서울 198 12,174 60.55 39.45 9.85% 15.12%부산 163 6,913 26.85 73.15 29.22% 10.72%

대구/경북 197 8,628 60.39 39.61 11.14% 16.99%강원 71 3,106 36.62 63.38 35.46% 20.49%

경남/울산 201 8,584 50.42 49.58 12.30% 12.51%경기 386 18,783 68.73 31.27 6.15% 13.51%인천 145 6,089 63.17 36.83 12.61% 21.62%전라 176 9,436 63.16 36.84 11.14% 19.10%충청 167 8,779 42.63 57.37 15.84% 11.77%

장해등급

1 - 3 급 25 493 100.00 0.00 0.00% . 4 - 7 급 70 1,616 60.35 39.65 13.75% 20.94% 8 - 9 급 137 2,964 55.25 44.75 9.34% 11.53%10 - 12 급 690 15,927 58.32 41.68 3.80% 5.32%13 - 14 급 479 11,153 62.11 37.89 4.41% 7.23%

장해없음 303 50,340 54.70 45.30 6.25% 7.54%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 61.53 38.47 5.55% 8.88%원직장복귀(신규) 13 690 20.29 79.71 56.66% 14.42%



실직자 58 3,028 . . . .비경제활동인구 275 10,340 . . . .

※ 근로계약서 작성여부는 임금근로자(원직장복귀자 및 재취업자)에게만 조사하는 문항임

<표� 20> 근로계약서�작성여부� � 비율�및�CV(단위: 명, %)

<표 21>과 <표 22>는 현재 전반적인 건강상태에 대한 비율과 CV의 값이다. 현재 전반적인 건강

상태에 대한 분포는 ‘매우 좋음’ 8.20%, ‘좋음’ 60.25%, ‘좋지 않음’ 26.91%, ‘매우 좋지 않음’은 4.63%

로 나타났다(<표 21>). <표 22>에 의하면, 전체 CV값은 17% 이내로 허용가능한 수준이다. 그러나 특

성별로 살펴볼 경우에는, ‘매우 좋지 않음’ 및 ‘매우 좋음’에서 대부분의 CV값이 25% 이상으로 불안정

적임을 알 수 있다. 또한 ‘좋지 않음’과 ‘좋음’에서도 교육수준·장해등급·경제활동유형의 일부 CV값이

25% 이상으로 나타났다. 이는 해당 셀에 대한 패널 수가 적기 때문에 발생한 것으로, 추정결과의 신뢰

성 담보가 어려울 것으로 판단된다. 건강상태를 특성별로 살펴보는 경우 긍정적 응답과 부정적 응답을

통합하고, 개인특성의 경우에도 유사구간별로 통합해야 할 것으로 판단된다.


280


추정 인원수

건강상태

매우좋지 않음

좋지 않음 좋음 매우 좋음

전 체 1,704 82,493 4.63 26.91 60.25 8.20

성별남자 1,422 66,478 4.74 25.20 61.62 8.44

여자 282 16,015 4.19 34.04 54.58 7.19

교육수준

무학 68 2,656 18.61 55.08 26.31 0.00

초졸 286 11,599 6.75 46.31 46.49 0.45

중졸 324 14,007 4.89 31.48 57.66 5.97

고졸 758 37,497 3.80 22.61 65.10 8.49

대졸이상 268 16,734 2.61 14.81 66.49 16.09

권역

서울 198 12,174 4.32 22.07 67.72 5.89

부산 163 6,913 7.85 26.96 46.17 19.02

대구/경북 197 8,628 5.41 31.01 58.10 5.47

강원 71 3,106 2.19 21.20 75.39 1.22

경남/울산 201 8,584 2.74 20.23 53.88 23.15

경기 386 18,783 3.21 25.06 68.69 3.04

인천 145 6,089 7.32 27.51 61.46 3.71

전라 176 9,436 4.90 42.22 50.46 2.42

충청 167 8,779 5.38 25.22 55.61 13.78

장해등급

1 - 3 급 25 493 71.43 16.87 11.71 0.00

4 - 7 급 70 1,616 21.38 45.63 31.83 1.17

8 - 9 급 137 2,964 6.77 39.52 49.68 4.04

10 - 12 급 690 15,927 5.17 34.69 56.09 4.06

13 - 14 급 479 11,153 3.55 29.08 59.62 7.75

장해없음 303 50,340 3.39 22.73 63.72 10.16

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 0.87 11.78 77.40 9.95

원직장복귀(신규) 13 690 0.00 41.65 58.35 0.00

재취업(계속) 522 24,636 1.67 27.77 63.09 7.47

재취업(신규) 244 13,534 3.33 28.44 60.74 7.49

자영업(계속) 71 3,541 3.69 43.04 51.77 1.50

자영업(신규) 24 1,574 0.00 18.29 51.78 29.93

무급가족종사(계속) 10 584 0.00 39.47 60.53 0.00

무급가족종사(신규) 1 13 0.00 100.00 0.00 0.00

실직자 58 3,028 0.40 45.72 39.99 13.89

비경제활동인구 275 10,340 25.20 47.31 22.45 5.04

<표� 21> 현재�전반적인�건강상태� � 비율(단위: 명, %)




추정 인원수

건강상태

매우좋지 않음

좋지 않음 좋음 매우 좋음

전 체 1,704 82,493 16.00% 6.06% 3.09% 14.85%

성별남자 1,422 66,478 17.05% 6.89% 3.30% 16.44%

여자 282 16,015 42.54% 12.66% 8.52% 38.97%

교육수준

무학 68 2,656 37.63% 18.37% 35.78% .

초졸 286 11,599 27.64% 10.23% 10.28% 71.43%

중졸 324 14,007 36.72% 12.71% 7.66% 42.76%

고졸 758 37,497 28.92% 10.31% 4.23% 20.25%

대졸이상 268 16,734 52.88% 21.19% 7.00% 25.37%

권역

서울 198 12,174 62.66% 17.12% 7.43% 53.89%

부산 163 6,913 46.25% 22.11% 14.90% 34.60%

대구/경북 197 8,628 40.42% 16.99% 9.61% 40.70%

강원 71 3,106 50.96% 15.24% 4.16% 73.56%

경남/울산 201 8,584 26.86% 22.97% 11.06% 26.25%

경기 386 18,783 31.22% 13.06% 5.14% 49.06%

인천 145 6,089 48.39% 20.73% 10.74% 82.33%

전라 176 9,436 44.17% 14.64% 12.32% 49.72%

충청 167 8,779 41.71% 20.43% 10.95% 34.47%

장해등급

1 - 3 급 25 493 15.01% 46.21% 62.18% .

4 - 7 급 70 1,616 23.39% 13.27% 19.77% 100.08%

8 - 9 급 137 2,964 32.42% 10.97% 9.14% 51.89%

10 - 12 급 690 15,927 16.64% 5.50% 3.53% 21.98%

13 - 14 급 479 11,153 28.62% 7.52% 4.29% 23.21%

장해없음 303 50,340 33.60% 11.13% 4.57% 18.94%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 76.83% 17.66% 3.83% 23.32%

원직장복귀(신규) 13 690 . 57.09% 40.75% .

재취업(계속) 522 24,636 45.29% 10.64% 5.19% 27.07%

재취업(신규) 244 13,534 49.17% 15.76% 8.27% 41.27%

자영업(계속) 71 3,541 60.18% 21.12% 17.78% 72.39%

자영업(신규) 24 1,574 . 62.35% 34.35% 63.87%

무급가족종사(계속) 10 584 . 64.66% 42.17% .

무급가족종사(신규) 1 13 . 0.00% . .

실직자 58 3,028 101.78% 23.20% 26.14% 63.96%

비경제활동인구 275 10,340 17.34% 10.93% 19.83% 64.84%

<표� 22> 현재�전반적인�건강상태� � CV(단위: 명, %)

<표 23>은 만성적 질병여부 비율과 CV의 값으로, 만성적 질병이 있는 개인의 비율은 24.77%이다.

전체적인 CV값은 7% 이내로 우수한 수준인데, ‘예(만성적 질병 있음)’ 응답자 중에서 권역의 부산·강

원·인천, ‘아니오(만성적 질병 없음)’에서 장해등급 1-3급, 경제활동에서는 원직장복귀(신규)·자영업(계


282

속)·자영업(신규)·무급가족종사(계속)·실직자의 경우 CV값이 25% 이상으로 나타났다. 따라서 권역의 경

우 부산·강원·인천은 유사 및 인근권역과, 장해등급은 1-3급 및 4-7급을, 경제활동 역시 유사한 유형끼

리 통합하는 방식을 고려할 필요가 있다.


추정 인원수


전 체 1,704 82,493 24.77 75.23 6.61% 2.18%

성별남자 1,422 66,478 22.60 77.40 7.69% 2.25%여자 282 16,015 33.77 66.23 12.79% 6.52%

교육수준

무학 68 2,656 54.23 45.77 18.44% 21.85%초졸 286 11,599 44.68 55.32 10.46% 8.45%중졸 324 14,007 33.80 66.20 12.68% 6.47%고졸 758 37,497 19.86 80.14 11.75% 2.91%

대졸이상 268 16,734 9.77 90.23 24.28% 2.63%

권역

서울 198 12,174 28.83 71.17 17.59% 7.12%부산 163 6,913 14.91 85.09 26.19% 4.59%

대구/경북 197 8,628 24.70 75.30 17.81% 5.84%강원 71 3,106 19.97 80.03 43.10% 10.75%

경남/울산 201 8,584 17.45 82.55 24.69% 5.22%경기 386 18,783 20.81 79.19 14.57% 3.83%인천 145 6,089 20.69 79.31 28.09% 7.33%전라 176 9,436 33.35 66.65 17.24% 8.63%충청 167 8,779 37.93 62.07 15.63% 9.55%

장해등급

1 - 3 급 25 493 56.72 43.28 21.02% 27.55% 4 - 7 급 70 1,616 27.91 72.09 19.46% 7.53% 8 - 9 급 137 2,964 29.11 70.89 13.69% 5.62%10 - 12 급 690 15,927 27.17 72.83 6.38% 2.38%13 - 14 급 479 11,153 24.66 75.34 8.39% 2.74%

장해없음 303 50,340 23.37 76.63 10.97% 3.34%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 18.16 81.84 15.22% 3.38%원직장복귀(신규) 13 690 37.08 62.92 64.44% 37.97%

재취업(계속) 522 24,636 20.01 79.99 13.08% 3.27%재취업(신규) 244 13,534 25.78 74.22 17.50% 6.08%자영업(계속) 71 3,541 35.37 64.63 25.76% 14.10%자영업(신규) 24 1,574 16.80 83.20 66.55% 13.44%

무급가족종사(계속) 10 584 35.78 64.22 70.81% 39.45%무급가족종사(신규) 1 13 100.00 0.00 0.00% .

실직자 58 3,028 35.56 64.44 28.54% 15.75%비경제활동인구 275 10,340 43.40 56.60 11.62% 8.91%

<표� 23> 만성적�질병�유무� � 비율� 및� CV(단위: 명, %)

<표 24>와 <표 25>는 현재 일상생활 도움 필요정도에 대한 비율과 CV의 값이다. 현재 일상생활

도움이 ‘전혀 필요없다’는 55.42%, ‘필요없다’ 39.64%, ‘약간 필요하다’ 3.65%, ‘매우 필요하다’는

1.30%로 나타났다(<표 24>). <표 25>에서 전체 CV값을 살펴보면 15% 이내로 허용가능한 수준이다.

그러나 ‘약간 필요하다’와 ‘매우 필요하다’에서는 성·교육수준·권역·장해등급·경제활동유형의 CV값이 대

부분 25% 이상으로 추정결과가 불안정적이다. 또한 ‘전혀 필요없다’와 ‘필요없다’에서도 일부 CV값이

25% 이상으로 추정결과가 불안정적이다. 이는 ‘약간 필요하다’와 ‘매우 필요하다’의 응답자 수가 적어



발생한 결과이며, 특성별로 인원수가 적기 때문에 추정의 결과의 신뢰성이 낮은 것으로 판단된다. 이에

일상생활 도움 필요정도에 대한 비율추정 시 ‘전혀 필요없다’와 ‘필요없다’를 ‘필요없다’로, ‘약간 필요하

다’와 ‘매우 필요하다’를 ‘필요하다’의 두 범주로 재분류할 필요가 있다. 또한 특성별로 살펴보면 교육수

준은 ‘초졸 이하’와 ‘중졸 이상’으로, 모든 권역들을 유사 혹은 인근권역별로 통합하는 방법을 제안한다.

장해등급은 1-7급, 8-12급, 13-14급과 장해없음으로 재분류할 필요가 있다. 또한 경제활동은 ‘계속’과

‘신규’를 통합하여 주요 경제활동별로 살펴보고, 실직자와 비경제활동인구의 경우에도 ‘미취업자’로 통합

하는 방법을 고려할 수 있다.


추정 인원수

도움 필요 정도전혀

필요없다필요없다

약간필요하다

매우필요하다

전 체 1,704 82,493 55.42 39.64 3.65 1.30

성별남자 1,422 66,478 54.07 41.13 3.24 1.57 여자 282 16,015 61.02 33.47 5.33 0.18

교육수준

무학 68 2,656 40.99 44.44 14.57 0.00 초졸 286 11,599 39.51 55.43 3.37 1.69 중졸 324 14,007 56.88 33.98 6.73 2.41 고졸 758 37,497 55.94 40.11 2.77 1.18

대졸이상 268 16,734 66.33 31.63 1.48 0.56

권역

서울 198 12,174 48.67 47.23 2.52 1.58 부산 163 6,913 58.60 35.78 3.31 2.31

대구/경북 197 8,628 35.74 55.29 7.57 1.39 강원 71 3,106 48.57 43.13 7.30 1.00

경남/울산 201 8,584 60.33 38.62 0.42 0.63 경기 386 18,783 62.90 33.40 2.50 1.21 인천 145 6,089 83.96 13.80 1.26 0.98 전라 176 9,436 48.64 40.48 9.50 1.38 충청 167 8,779 50.71 46.91 1.30 1.08

장해등급

1 - 3 급 25 493 0.00 0.00 10.08 89.92 4 - 7 급 70 1,616 31.88 37.42 19.93 10.78 8 - 9 급 137 2,964 43.57 45.23 9.10 2.10 10 - 12 급 690 15,927 44.02 48.53 6.57 0.88 13 - 14 급 479 11,153 58.72 37.07 3.17 1.04

장해없음 303 50,340 60.28 37.53 1.92 0.27

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 60.50 38.19 1.30 0.00 원직장복귀(신규) 13 690 54.64 14.55 30.81 0.00

재취업(계속) 522 24,636 54.34 42.71 2.34 0.61 재취업(신규) 244 13,534 64.79 31.25 3.96 0.00 자영업(계속) 71 3,541 53.50 41.99 3.58 0.92 자영업(신규) 24 1,574 86.71 11.83 0.00 1.46

무급가족종사(계속) 10 584 54.85 45.15 0.00 0.00 무급가족종사(신규) 1 13 0.00 0.00 100.00 0.00

실직자 58 3,028 48.40 49.53 0.81 1.26 비경제활동인구 275 10,340 31.74 48.69 11.58 7.98

<표� 24> 일상생활�도움�필요�정도� � 비율(단위: 명, %)


284


추정 인원수

도움 필요 정도

전혀필요없다

필요없다약간

필요하다매우

필요하다

전 체 1,704 82,493 3.41% 4.73% 15.53% 17.02%

성별남자 1,422 66,478 3.91% 5.11% 15.83% 17.44%

여자 282 16,015 7.10% 12.22% 37.86% 83.68%

교육수준

무학 68 2,656 25.02% 22.55% 43.89% .

초졸 286 11,599 11.88% 8.46% 23.85% 30.56%

중졸 324 14,007 7.62% 11.74% 36.47% 43.82%

고졸 758 37,497 5.15% 7.11% 22.50% 21.28%

대졸이상 268 16,734 6.55% 13.66% 33.68% 58.17%

권역

서울 198 12,174 11.68% 11.96% 28.48% 35.29%

부산 163 6,913 11.40% 18.25% 28.72% 84.88%

대구/경북 197 8,628 16.02% 10.40% 28.61% 31.80%

강원 71 3,106 21.66% 24.41% 29.62% 3.69%

경남/울산 201 8,584 9.25% 14.40% 71.18% 23.59%

경기 386 18,783 5.95% 11.05% 39.17% 24.40%

인천 145 6,089 4.55% 27.63% 50.69% 70.48%

전라 176 9,436 12.81% 15.11% 39.83% 40.21%

충청 167 8,779 12.01% 12.98% 46.48% 34.70%

장해등급

1 - 3 급 25 493 . . 61.36% 6.88%

4 - 7 급 70 1,616 20.01% 16.04% 23.49% 37.14%

8 - 9 급 137 2,964 9.95% 9.79% 28.72% 51.79%

10 - 12 급 690 15,927 4.46% 4.13% 14.50% 44.86%

13 - 14 급 479 11,153 4.23% 6.51% 31.28% 46.09%

장해없음 303 50,340 4.90% 7.82% 42.63% 100.16%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 5.74% 9.09% 28.32% .

원직장복귀(신규) 13 690 43.47% 60.36% 78.80% .

재취업(계속) 522 24,636 6.40% 8.10% 35.06% 42.14%

재취업(신규) 244 13,534 7.32% 14.61% 47.26% .

자영업(계속) 71 3,541 17.04% 21.28% 44.43% 100.75%

자영업(신규) 24 1,574 6.99% 47.13% . 104.64%

무급가족종사(계속) 10 584 47.29% 57.45% . .

무급가족종사(신규) 1 13 . . 0.00% .

실직자 58 3,028 22.13% 21.47% 73.24% 76.30%

비경제활동인구 275 10,340 16.68% 10.76% 21.92% 21.03%

<표� 25> 일상생활�도움�필요�정도� - CV(단위: 명, %)

<표 26>과 <표 27>은 ‘산업재해가 오늘날 삶에 미치는 영향’에 대한 비율과 CV 추정값이다. 산업

재해가 현재 삶에 ‘매우 많은 영향을 미친다’는 응답은 16.04%, ‘많은 영향을 미친다’ 23.03%, ‘보통’

28.26%, ‘약간 영향을 미친다’ 17.83%, ‘전혀 영향을 미치지 않는다’는 14.83%로 나타났다(<표 26>).

<표 27>에 의하면 전체적인 CV값이 11% 이내로 안정적인 수준이나, 교육수준·권역·장해등급·경제활동

별로 CV값이 25% 이상으로 불안정적인 비율 추정결과가 상당수 발견된다. 이러한 경우 CV값을 낮추

기 위해 응답범주 및 개인특성별 범주를 통합할 수 있다. 예를 들어 5개 응답범주는 ‘많은 영향을 미



침’(‘매우 많은 영향을 미침’과 ‘많은 영향을 미침’), ‘보통’, ‘많은 영향을 미치지 못했음’(‘약간 영향을

미침’과 ‘전혀 영향을 미치지 않음’)으로 재분류를 할 수 있다. 또한 개인특성별로도 교육수준의 경우 무

학·초졸과 중졸·고졸의 통합을, 권역의 경우 유사 혹은 인근 권역과의 통합을 고려할 수 있다. 장해등급

의 경우 1-3급과 4-7급을, 8-9급과 10-12급을 통합하여 재분류할 필요가 있을 것이다. 경제활동유형

별로는 ‘계속’과 ‘신규’를 통합하고, 실직자와 비경제활동인구는 ‘미취업자’로 통합하여 살펴보는 방법을

제안한다.


추정 인원수

영향 정도

매우 많은 영향을 미침

많은 영향을 미침

보통약간

영향을 미침

전혀 영향을 미치지 않음

전 체 1,704 82,493 16.04 23.03 28.26 17.83 14.83

성별남자 1,422 66,478 16.09 23.40 28.70 17.67 14.14 여자 282 16,015 15.86 21.51 26.45 18.50 17.69

교육수준

무학 68 2,656 15.35 35.56 28.21 5.20 15.67 초졸 286 11,599 17.04 27.79 29.17 19.00 6.99 중졸 324 14,007 13.54 29.26 30.72 15.12 11.37 고졸 758 37,497 16.81 21.68 28.26 19.46 13.79

대졸이상 268 16,734 15.84 15.57 25.58 17.65 25.37

권역

서울 198 12,174 15.80 22.39 27.31 16.68 17.83 부산 163 6,913 5.49 18.36 36.72 17.86 21.57

대구/경북 197 8,628 12.52 23.85 17.29 33.18 13.16 강원 71 3,106 16.80 22.35 41.86 16.70 2.29

경남/울산 201 8,584 7.34 22.93 24.86 23.20 21.67 경기 386 18,783 19.84 29.20 29.62 9.55 11.79 인천 145 6,089 9.03 16.20 38.39 32.86 3.52 전라 176 9,436 25.14 18.43 30.10 10.15 16.18 충청 167 8,779 23.38 23.64 20.31 15.01 17.66

장해등급

1 - 3 급 25 493 96.52 3.48 0.00 0.00 0.00 4 - 7 급 70 1,616 47.33 36.21 13.76 2.70 0.00 8 - 9 급 137 2,964 29.02 36.56 17.75 12.45 4.22 10 - 12 급 690 15,927 16.35 31.00 27.01 17.67 7.97 13 - 14 급 479 11,153 13.74 25.37 26.72 21.67 12.51

장해없음 303 50,340 13.90 18.97 30.36 18.01 18.76

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 12.69 15.18 34.65 19.46 18.02 원직장복귀(신규) 13 690 0.00 11.88 42.39 2.81 42.91

재취업(계속) 522 24,636 11.98 28.74 28.64 18.73 11.91 재취업(신규) 244 13,534 13.47 23.08 25.29 18.32 19.83 자영업(계속) 71 3,541 22.87 25.17 33.75 17.27 0.95 자영업(신규) 24 1,574 4.17 19.15 44.77 2.33 29.58

무급가족종사(계속) 10 584 4.50 3.68 35.78 47.69 8.36 무급가족종사(신규) 1 13 100.00 0.00 0.00 0.00 0.00

실직자 58 3,028 19.03 29.45 12.76 31.12 7.64 비경제활동인구 275 10,340 37.26 27.87 14.90 9.17 10.79

<표� 26> 산업재해가�오늘날�삶에�미치는�영향� � 비율(단위: 명, %)


286


추정 인원수

영향 정도

매우 많은 영향을 미침

많은 영향을 미침

보통약간

영향을 미침

전혀 영향을 미치지 않음

전 체 1,704 82,493 8.65 6.74 6.31 8.48 10.55

성별남자 1,422 66,478 9.43 7.37 6.92 9.38 11.96 여자 282 16,015 21.55 15.80 15.31 19.88 22.74

교육수준

무학 68 2,656 29.60 27.54 35.48 39.62 54.90 초졸 286 11,599 18.96 14.61 15.58 21.27 38.16 중졸 324 14,007 21.13 13.99 13.75 19.01 28.46 고졸 758 37,497 13.22 10.31 9.49 12.77 16.05

대졸이상 268 16,734 21.39 20.34 15.80 18.39 17.90

권역

서울 198 12,174 27.24 16.71 18.10 28.78 27.15 부산 163 6,913 40.17 26.82 18.33 29.63 30.18

대구/경북 197 8,628 27.46 18.57 23.68 16.92 34.93 강원 71 3,106 50.53 42.17 26.21 45.44 58.10

경남/울산 201 8,584 30.51 21.60 20.06 20.55 26.39 경기 386 18,783 15.05 12.16 12.63 24.22 24.86 인천 145 6,089 37.86 31.53 18.22 20.60 34.22 전라 176 9,436 21.74 24.43 19.36 34.16 28.82 충청 167 8,779 21.11 20.59 24.10 29.35 28.88

장해등급

1 - 3 급 25 493 3.60 99.74 . . . 4 - 7 급 70 1,616 13.36 17.18 32.14 65.82 . 8 - 9 급 137 2,964 13.29 11.88 21.16 21.37 40.60 10 - 12 급 690 15,927 9.03 5.98 6.52 8.58 14.57 13 - 14 급 479 11,153 14.19 8.63 7.95 9.51 16.68

장해없음 303 50,340 15.56 12.65 9.30 13.22 13.25

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 20.35 14.93 9.72 13.69 16.72 원직장복귀(신규) 13 690 . 70.23 56.03 107.55 56.54


무급가족종사(계속) 10 584 109.14 109.94 70.81 56.28 84.67 무급가족종사(신규) 1 13 0.00 . . . .

실직자 58 3,028 37.98 31.93 51.21 34.46 83.89 비경제활동인구 275 10,340 12.97 16.87 22.08 37.04 38.74

<표� 27> 산업재해가�오늘날�삶에�미치는�영향� � CV(단위: 명, %)

<표 28>과 <표 29>는 현재 사회경제적 지위에 대한 응답 비율과 CV 추정값이다. 중하층이

57.98%로 가장 높고, 하층 34.19%, 중상층 7.53%, 상층 0.30% 순으로 나타났다(<표 28>). <표 29>를

살펴보면 전체적으로 중상층·중하층·하층의 상층을 제외한 CV값은 15% 이내로 양호한 수준이나 ‘상층’

에 대한 추정응답비율의 CV값은 77.77%로 불안정적이다. 또한 성별·교육수준·권역·장해등급·경제활동유

형별로도 상층 및 중상층의 CV값은 대부분 불안정한 추정치를 도출하였다. 또한 중하층·하층에서도 일

부 CV값이 25% 이상으로 불안정적이다. 이는 상층·중상층에 대한 응답자 수가 적고, 그에 따라 특성별



인원수도 작은 규모이므로 추정결과의 신뢰성이 낮은 것으로 판단된다. 따라서 교육수준에서는 무학·초

졸을 ‘초졸 이하’로, 중졸·고졸·대졸 이상은 ‘중졸 이상’으로 통합하며, 모든 권역은 유사 혹은 인근권역

별로 통합해야 할 것으로 판단된다. 장해등급의 경우 1-3급 및 4-7급의 통합을, 8-9급은 10-12급・13-14급・‘장해없음’과 통합하는 방안을 고민할 필요가 있겠다. 경제활동유형별로는 ‘계속’과 ‘신규’를

통합하고, 실직자·비경제활동을 ‘미취업자’로 통합하는 방안도 고민할 필요가 있겠다.


추정 인원수

사회경제적 지위

상층 중상층 중하층 하층

전 체 1,704 82,493 0.30 7.53 57.98 34.19

성별남자 1,422 66,478 0.34 6.37 59.50 33.79

여자 282 16,015 0.13 12.33 51.68 35.86

교육수준

무학 68 2,656 0.00 0.00 36.15 63.85

초졸 286 11,599 0.00 0.85 49.75 49.40

중졸 324 14,007 0.10 2.97 52.14 44.79

고졸 758 37,497 0.06 7.20 59.92 32.82

대졸이상 268 16,734 1.27 17.89 67.70 13.13

권역

서울 198 12,174 0.00 7.60 53.45 38.95

부산 163 6,913 0.00 5.42 55.65 38.93

대구/경북 197 8,628 0.00 6.07 53.61 40.32

강원 71 3,106 0.00 2.46 69.25 28.29

경남/울산 201 8,584 2.65 10.52 56.79 30.04

경기 386 18,783 0.12 9.66 56.44 33.78

인천 145 6,089 0.00 9.12 71.24 19.64

전라 176 9,436 0.00 4.80 62.66 32.54

충청 167 8,779 0.00 6.65 56.67 36.68

장해등급

1 - 3 급 25 493 0.00 0.00 47.69 52.31

4 - 7 급 70 1,616 0.00 5.55 52.63 41.81

8 - 9 급 137 2,964 0.78 3.30 51.99 43.93

10 - 12 급 690 15,927 0.09 6.24 54.87 38.79

13 - 14 급 479 11,153 0.19 9.50 51.14 39.18

장해없음 303 50,340 0.38 7.88 61.11 30.63

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 0.78 15.19 70.52 13.51

원직장복귀(신규) 13 690 0.00 5.77 84.42 9.81

재취업(계속) 522 24,636 0.09 3.83 55.88 40.20

재취업(신규) 244 13,534 0.17 3.33 53.58 42.92

자영업(계속) 71 3,541 0.00 9.32 53.18 37.50

자영업(신규) 24 1,574 0.00 12.24 57.03 30.74

무급가족종사(계속) 10 584 0.00 31.29 56.69 12.02

무급가족종사(신규) 1 13 0.00 0.00 0.00 100.00

실직자 58 3,028 0.00 0.00 44.89 55.11

비경제활동인구 275 10,340 0.14 3.27 43.01 53.59

<표� 28> 현재�사회경제적�지위� - 비율(단위: 명, %)


288


추정 인원수

사회경제적 지위

상층 중상층 중하층 하층

전 체 1,704 82,493 77.77% 13.89% 3.32% 5.36%

성별남자 1,422 66,478 84.50% 16.21% 3.54% 5.96%

여자 282 16,015 100.25% 25.91% 9.10% 12.30%

교육수준

무학 68 2,656 . . 28.91% 16.37%

초졸 286 11,599 . 47.51% 9.66% 9.73%

중졸 324 14,007 100.26% 45.23% 8.71% 10.10%

고졸 758 37,497 100.05% 20.10% 4.77% 8.41%

대졸이상 268 16,734 89.99% 20.42% 6.35% 21.19%

권역

서울 198 12,174 . 40.62% 10.71% 14.49%

부산 163 6,913 . 52.13% 12.25% 17.00%

대구/경북 197 8,628 . 46.30% 10.76% 14.02%

강원 71 3,106 . 49.39% 10.51% 25.81%

경남/울산 201 8,584 85.10% 32.04% 10.44% 18.58%

경기 386 18,783 99.99% 26.02% 6.80% 10.29%

인천 145 6,089 . 51.18% 9.16% 27.65%

전라 176 9,436 . 47.32% 9.01% 16.70%

충청 167 8,779 . 45.39% 10.78% 16.39%

장해등급

1 - 3 급 25 493 . . 21.95% 20.01%

4 - 7 급 70 1,616 . 55.51% 11.55% 14.74%

8 - 9 급 137 2,964 99.91% 45.45% 8.46% 9.86%

10 - 12 급 690 15,927 100.06% 14.82% 3.63% 5.03%

13 - 14 급 479 11,153 100.00% 21.74% 5.02% 6.30%

장해없음 303 50,340 100.01% 20.54% 4.94% 9.38%

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 99.67% 17.11% 4.47% 15.83%

원직장복귀(신규) 13 690 . 81.56% 10.99% 69.80%

재취업(계속) 522 24,636 100.13% 34.12% 6.18% 8.43%

재취업(신규) 244 13,534 100.31% 57.02% 9.82% 12.20%

자영업(계속) 71 3,541 . 61.48% 17.64% 24.28%

자영업(신규) 24 1,574 . 87.08% 29.69% 48.88%

무급가족종사(계속) 10 584 . 80.95% 45.50% 73.75%

무급가족종사(신규) 1 13 . . . 0.00%

실직자 58 3,028 . . 23.46% 19.11%

비경제활동인구 275 10,340 100.36% 53.01% 12.38% 9.89%

<표� 29> 현재�사회경제적�지위� - CV(단위: 명, %)



<표 30>과 <표 31>은 일상생활 만족도에 대한 비율과 CV 추정값이다. 일상생활 만족도는 만족

49.27%, 보통 45.42%, 불만족 4.33%, 매우 만족 0.66%, 매우 불만족 0.32% 순으로 나타났다(<표

30>). <표 31>에 의하면 만족·보통·불만족의 전체적인 CV값은 20% 이내로 허용 가능하나, ‘매우 만족’

과 ‘매우 불만족의 CV값은 25% 이상으로 불안정적이다. 이는 일상생활에 대하여 매우 만족 혹은 매우

불만족의 응답자 수가 적어 발생한 것으로 판단되므로 ’매우 만족‘·’만족‘을 통합하고, ’매우 불만족‘과 ’

불만족‘을 통합하여 살펴보는 것이 좋을 것이다. 또한 성별·교육수준·권역·장해등급·경제활동유형별로도

상당수 추정값의 CV가 25% 이상으로 불안정적이다. 따라서 교육수준은 무학·초졸을 ‘초졸 이하’로, 중

졸·고졸·대졸 이상은 ‘중졸 이상’으로 통합하는 방법을 고려할 필요가 있으며, 권역은 모든 권역을 유사

혹은 인근권역과 통합하여 살펴봐야 할 것이다. 장해등급은 1-3급과 4-7급, 8-9급과 10-12급의 통합

이 필요할 것으로 판단된다. 경제활동유형별로는 ‘계속’과 ‘신규’를 통합하고, 실직자와 비경제활동인구

를 ‘미취업자’로 통합하는 방식을 제안한다.


추정 인원수

일상생활 만족도매우 만족

만족 보통 불만족매우

불만족전 체 1,704 82,493 0.66 49.27 45.42 4.33 0.32

성별남자 1,422 66,478 0.19 47.30 47.76 4.35 0.40 여자 282 16,015 2.60 57.43 35.73 4.24 0.00

교육수준

무학 68 2,656 0.00 43.32 47.76 8.33 0.59 초졸 286 11,599 0.00 30.45 61.58 7.43 0.54 중졸 324 14,007 0.00 37.20 57.01 5.32 0.48 고졸 758 37,497 0.23 53.46 43.03 3.17 0.12

대졸이상 268 16,734 2.74 63.98 29.53 3.30 0.45

권역

서울 198 12,174 0.00 56.02 41.64 2.35 0.00 부산 163 6,913 0.00 51.34 42.80 5.12 0.73

대구/경북 197 8,628 0.00 30.13 66.06 3.70 0.11 강원 71 3,106 0.00 32.21 56.79 9.27 1.73

경남/울산 201 8,584 0.15 52.25 39.88 6.99 0.72 경기 386 18,783 1.05 55.32 40.35 3.21 0.07 인천 145 6,089 0.00 45.89 52.92 1.20 0.00 전라 176 9,436 3.07 44.49 43.06 8.70 0.69 충청 167 8,779 0.49 54.74 42.06 2.57 0.14

장해등급

1 - 3 급 25 493 0.00 0.00 47.65 46.23 6.12 4 - 7 급 70 1,616 0.81 26.28 54.90 16.46 1.55 8 - 9 급 137 2,964 0.00 36.46 58.22 3.38 1.94 10 - 12 급 690 15,927 0.72 40.58 53.02 4.96 0.72 13 - 14 급 479 11,153 1.60 45.51 47.79 4.76 0.34

장해없음 303 50,340 0.47 54.82 41.42 3.29 0.00

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 0.05 60.30 38.49 1.16 0.00 원직장복귀(신규) 13 690 0.00 55.54 44.46 0.00 0.00


무급가족종사(계속) 10 584 0.00 76.19 23.81 0.00 0.00 무급가족종사(신규) 1 13 0.00 0.00 100.00 0.00 0.00

실직자 58 3,028 0.00 11.15 78.49 9.06 1.30 비경제활동인구 275 10,340 2.48 32.10 51.94 12.00 1.48

<표� 30> 일상생활�만족도� - 비율(단위: 명, %)


290


추정 인원수

일상생활 만족도

매우 만족

만족 보통 불만족매우

불만족

전 체 1,704 82,493 56.10 3.94 4.26 16.96 29.14

성별남자 1,422 66,478 56.15 4.53 4.49 19.50 29.19

여자 282 16,015 70.26 7.88 12.18 33.22 .

교육수준

무학 68 2,656 . 24.71 21.07 34.58 101.47

초졸 286 11,599 . 14.31 7.45 31.13 52.99

중졸 324 14,007 . 11.53 7.76 42.45 60.58

고졸 758 37,497 67.81 5.52 6.75 26.29 71.17

대졸이상 268 16,734 64.33 6.88 13.81 54.14 60.05

권역

서울 198 12,174 . 9.83 13.30 25.64 .

부산 163 6,913 . 13.66 16.10 60.48 73.38

대구/경북 197 8,628 . 18.22 8.54 62.53 100.12

강원 71 3,106 . 34.37 19.56 79.66 70.71

경남/울산 201 8,584 100.21 11.39 14.52 47.63 58.76

경기 386 18,783 90.13 6.72 9.09 31.52 100.05

인천 145 6,089 . 15.29 13.30 58.49 .

전라 176 9,436 83.51 13.99 14.22 37.14 58.75

충청 167 8,779 99.82 11.09 14.33 43.37 100.07

장해등급

1 - 3 급 25 493 . . 22.44 19.83 78.62

4 - 7 급 70 1,616 100.90 20.34 10.83 27.03 100.05

8 - 9 급 137 2,964 . 11.94 7.47 43.25 60.19

10 - 12 급 690 15,927 61.37 4.79 3.71 17.12 46.34

13 - 14 급 479 11,153 98.62 5.65 5.39 24.51 74.81

장해없음 303 50,340 99.94 5.57 7.34 34.26 .

경제활동

원직장복귀(계속) 486 24,553 100.15 5.75 9.03 80.43 .

원직장복귀(신규) 13 690 . 42.82 53.49 . .

재취업(계속) 522 24,636 69.29 6.79 7.75 35.04 61.34

재취업(신규) 244 13,534 . 11.09 11.12 42.43 .

자영업(계속) 71 3,541 . 24.24 12.35 61.14 .

자영업(신규) 24 1,574 . 16.48 49.29 . .

무급가족종사(계속) 10 584 . 18.87 60.39 . .

무급가족종사(신규) 1 13 . . 0.00 . .

실직자 58 3,028 . 58.43 10.90 68.96 76.74

비경제활동인구 275 10,340 91.25 17.14 10.26 19.67 37.45

<표� 31> 일상생활�만족도� - CV(단위: 명, %)



문항 문항특성 해결방안 문항통합방식 개인사항 통합방식

가구 근로소득 양적 - - -

가구 근로외소득(국민기초생황보장 급여

제외)양적 - - -

가구 근로외소득(국민기초생황보장 급여

포함)양적 - - -

가구 총소득 양적 - - -

가구 월평균 소비 양적 - - -

가구자산 양적 - - -

가구부채 양적 - - -

부동산 시가 총액 양적 - - -

가구원 수 범주형 문항통합1인/2인/3인/4인

/5인 이상-

최종 자격증 보유개수 양적 - - -

한 달 평균 근무일수 양적 - - -

하루 평균 근무시간 양적 - - -

1주 평균 초과근로시간 양적개인사항 통합방식

- 교육수준, 권역, 경제활동

한 달 평균 임금 양적 - - -

1주 평균 초과근로수당 양적개인사항 통합방식


최근 1년간총 외래진료 횟수

양적개인사항 통합방식

-교육수준, 권역,

장해등급, 경제활동

최근 1년간 총 입원 횟수

양적주의하여

사용하기를 권고

- -

최근 1년간 총 입원일수




<표� 32> 문항별�결과

IV. 요약�및�결론

제 3차 산재보험패널조사 자료에 대해 오차분석을 실시한 결과, 주요 문항들의 평균 및 비율에 대

한 전체적인 CV값은 25% 미만으로 안정적인 추정값을 도출하였다. 그러나 ‘최근 1년간 총 입원 횟수’,

‘현재 사회경제적 지위’나 ‘일상생활 만족도’ 등 일부 문항에 대해서는 전체 CV값이 25% 이상이며, 성

별·교육수준·권역·장해등급·경제활동유형의 특성별로도 각 문항의 셀별 CV값이 25% 이상으로 추정결과

가 매우 불안정하였다. 따라서 추정값의 효율성과 신뢰성을 보완하기 위하여 CV값을 감소시킬 필요가

있는데, 일반적인 조사에서는 표본크기를 확장하여 이를 해결하나 패널조사는 그와 같은 방법이 용이하

지 않다. 이에 본 오차분석을 통하여 문항보기와 산재근로자의 개인적 특성을 통합하는 방식을 제안한

다. 앞에서 살펴본 문항별 결과를 간략하게 정리하면 다음과 같다.


292

문항 문항특성 해결방안 문항통합방식 개인사항 통합방식

최근 1년간 장기입원기간


-성, 교육수준, 권역, 장해등급, 경제활동

일주일 평균 운동일수 양적개인사항 통합방식

- 권역, 경제활동

하루 평균 수면시간 양적 - - -

개인 근로소득 양적 - - -

개인 근로외소득 양적개인사항 통합방식



개인 총소득 양적 - - -

초과근무여부 이분형개인사항 통합방식

-성, 교육수준, 권역, 장해등급, 경제활동

주 40시간 근무제 실시여부

이분형개인사항 통합방식


근로계약서 작성여부 이분형개인사항 통합방식


경제활동

현재 전반적인 건강상태 범주형문항/개인사항

통합방식좋지않음

/좋음성, 교육수준, 권역, 장해등급, 경제활동

만성적 질병유무 이분형개인사항 통합방식

- 권역, 장해등급, 경제활동

일상생활 도움 필요정도 범주형문항/개인사항

통합방식필요없다/필요하다

성, 교육수준, 권역, 장해등급, 경제활동

산재의 오늘날 삶의 영향정도

범주형문항/개인사항

통합방식영향을 미치지

못함/보통/영향을 미침교육수준, 권역,


현재 사회경제적 지위 범주형문항/개인사항

통합방식중상층 이상/ 중하층 이하


일상생활 만족도 범주형문항/개인사항

통합방식만족/보통/불만족


문항이 이분형 또는 양적자료인 경우에는 문항범주의 통합이 불가능하므로, 개인사항을 통합한 후

CV를 낮추는 방안을 고려할 수 있다. 문항이 범주형인 경우에는 문항범주를 통합한 후 추가로 개인특

성 범주를 통합해 분석함으로써 CV를 감소시킬 수 있다.

산재보험패널조사는 원표본이 2,000명으로 구성된 조사로, 3차 조사에서는 이 중 1,704명이 응답하

였다. 응답자를 모두 이용하여 분석하는 경우 추정결과에 효율성 및 신뢰성이 확보된다. 그러나 각 문항

을 특성별로 나눠서 살펴보는 경우에는 일부 CV값이 25% 이상으로 나타나 추정결과가 불안정하므로,

이 같은 경우에는 가급적 문항이나 개인사항 등을 통합하여 분석하여야 한다. 앞서 살펴본 바와 같이

대부분의 개인사항에서 교육수준의 ‘무학’, 장해등급의 ‘1-3급’은 표본크기가 적어 각각 교육수준 및 장

해등급의 유사한 범주와 통합할 필요가 있다. 또한 경제활동유형의 경우 경우에 따라 원직복귀자·재취업

자·자영업자·무급가족종사자는 각각 ‘계속’과 ‘신규’를 통합하며, 실직자·비경제활동인구는 ‘미취업자’로

통합하는 방안을 제안한다. 특히 ‘무급가족종사자’의 경우 총 11명만이 조사되어 분석결과의 신뢰성을

담보하기 어려우므로, 분석과정에서 이를 제외하거나 타 경제활동으로 취합하여 분석하는 방안이 적절

할 것이다. 통합이 어려운 경우에는 주의사항을 표기하여 공표하거나, 너무 적은 크기의 표본 층을 제외

할 필요가 있다. 향후 산재보험패널조사의 분석 품질을 높이고 정보의 정확성을 확보하기 위하여 지속

적으로 자료의 오차를 분석·검토하는 노력이 요구된다.



참고문헌

김재광, 2003, 「한국노동패널 오차분석 및 표본추가」, 한국노동패널연구 2003-02

이정화・신슬비・지영수, 2016, 「제3차 산재보험패널조사 기초분석고서」, 근로복지공단

근로복지연구원

주재선・김영택・송치선・손창균・임찬수, 2012, 「2012년 여성가족패널조사」,

한국여성정책연구원

Kish, 1965, Survey sampling, Wiley

Statistics Canada, 2009, Statistics Canada Quality Guidelines(Fifth Edition).

Documents

「산재보험패널 학술대회」 논문 작성 요령ww2.mynewsletter.co.kr/kcplaa/201612-3/2.pdf전동일(강원대학교사회복지학과) 2-3. 한국산재환자들의라이프스타일특성과건강위험요인의집단계층분석