직업복귀형태에 따른 산재근로자의 직무만족도가 생활만족도에 미치는 영향: 자아존중감과 자기효능감의 매개효과를 중심으로
초록
본 연구는 산재요양종결 근로자의 직무만족도가 생활만족도에 미치는 영향과 자아존중감과 자기효능감이 이들 간의 관계에서 매개하는 효과가 있는지를 직업복귀형태별로 살펴보는 것을 목적으로 수행되었다. 이를 위해 본 연구에서는 2019년에 배포한 산재패널 2차 코호트 1차년도 자료를 활용하였다. 대상자는 원직장복귀자 25,870명과 재취업자 24,760명 등 총 50,630명이다. 분석은 SPSS 21.0을 활용하였다. 분석결과 첫째, 원직장복귀자와 재취업자의 직무만족도는 생활만족도에 정적(+)인 영향을 보였다. 둘째, 자아존중감은 원직장복귀자와 재취업자의 직무만족도와 생활만족도 간을 매개하는 효과가 있음을 밝혔다. 셋째, 자기효능감은 원직장복귀자와 재취업자의 직무만족도와 생활만족도 간을 매개하는 효과가 있음을 검증하였다. 이와 같은 연구결과들을 토대로 재취업자와 원직장복귀자의 자아존중감과 자기효능감의 향상을 통해 생활만족도를 향상시킬 수 있는 방안들을 논의하고 제언을 하였다.
Abstract
The purpose of this study was to verify the effect of job satisfaction of re-employed people and those returning to work after industrial accident care on life satisfaction and to verify whether self-esteem and self-efficacy are mediated in the relationship between them according to the type of return to work. For this purpose, this study utilized the data for the first year of the second cohort of industrial accident panels distributed in 2019. A total of 50,630 people are eligible, including 25,870 returnees and 24,760 reemployed workers. The analysis utilized SPSS 21.0. As a result of the analysis: (1) Job satisfaction among those returning to their original jobs and those re-employed showed a positive(+) effect on their life satisfaction. (2) Self-esteem has the effect of mediating between job satisfaction and life satisfaction of those returning to their original jobs and those re-employed. (3) Self-efficacy has the effect of mediating between job satisfaction and life satisfaction of those who return to their original jobs and those who are re-employed. Based on these findings, this study discussed and suggested several ways to improve life satisfaction through the improvement of self-esteem and self-efficacy between re-employed people and those returning to their original jobs.
Keywords:
Industrial Accident Care, Job Satisfaction, Life Satisfaction, Self-Esteem, Self-Efficacy키워드:
산재요양, 직무만족도, 생활만족도, 자아존중감, 자기효능감Ⅰ. 서 론
현대사회에 들어서면서 산업 구조와 사회 환경 등의 변화로 인하여, 산업재해가 개별 근로자와 그 가족 그리고 사회에 미치는 영향력은 과거보다 다양한 양상으로 전개되고 있다. 이에 산업재해에 대한 이해와 산재보험제도의 역할이 중요하게 되었다(근로복지연구원, 2019a). 산업재해는 근로자의 노동 능력 손상은 물론 신체적 또는 정신적 장애로 인해 산재 이전의 삶을 유지하기 쉽지 않다. 따라서 산재근로자들이 원직장으로 복귀하거나 다른 직장에 재취업하는 것은 소득활동을 통한 산재 이전의 삶을 회복할 수 있는 중요한 의미가 있다(안준기·오세미, 2015; 이은혜·이현실·양지안, 2017; 근로복지연구원, 2019b). 이러한 측면에서 고용노동부는 재활사업 5개년계획(2001년~2005년)을 시작으로 중장기 재활사업을 전개하였으며, 직업복귀율이 2002년 25.6%에서 2018년 65.3%로 획기적으로 증가하게 되었다(근로복지연구원, 2019b). 하지만 양적인 직업복귀율 만으로 산재근로자의 성공적인 직업복귀라고 단언하기는 어렵다. 즉, 원직장복귀나 재취업 등 직업복귀 이후 산업재해 이전의 생활만족이 있어야 비로소 질적인 측면에서의 성공이라고 할 수 있을 것이다(조영인, 2019). 또한 산재근로자의 경우 중도장애를 통해 사회적·심리적으로 어려움을 겪을 수 있다고 알려져 있으며, 연구를 통해 생활만족도 영향요인과 다양한 제도적 개선방안이 모색되어져 왔다(권택순, 2015; 김승완, 2020).
산재근로자의 원직장복귀와 재취업 등 직업복귀의 질적인 측면과 연관되어 그들의 직무만족도에도 관심이 증가하고 있다. 이는 직무만족도가 생활에서의 만족도와 관련되어 있고, 직무는 개인에게 경제적 안정을 위한 도구로써만 아니라 삶의 질을 높인다는 측면에서 중요하다(이정한, 2015; 이은혜 외, 2017). 고용의 질을 대표하는 직무만족도는 대부분의 연구에서 생활만족도를 향상시켜주는 주요 요인으로 보고되고 있다. 송진영(2016)은 산재요양자의 직무만족도는 생활만족도를 높인다고 하였다. 염동문·김미정·박혜영(2013)는 장애가 있는 근로자의 경우 직무만족도는 생활만족도를 높여주는 요인이라고 하였으며, 김종일(2013)의 연구에서도 장애인 근로자의 직무만족도와 생활만족도 간에는 정적(+)인 영향관계가 있음을 밝혔다. 또한 이성규(2014)는 정규직 여부와 무관하게 장애인 근로자의 경우, 직무만족도는 생활만족도를 향상시켜주는 주요한 요인이라고 하였다.
재해 근로자의 심리적 요인은 생활만족도에 긍정적 영향을 끼친다는 것은 선행연구들을 통해 입증되고 있다. 재해 근로자의 심리적 요인으로 많이 사용하는 요인변수는 Bandura(1977)의 자기효능감과 Rosenberg(1965)의 자아존중감이다(김선미·김은하, 2014). 산재근로자의 자아존중감은 생활만족도를 높여주는 요인이며(정강화, 2008; 김선미·김은하, 2014), 장애인의 자아존중감은 생활만족도에 정적(+)인 요인이다(김계하·김옥수, 2005; 김경숙, 2009; 황혜민, 2013). 자기효능감과 생활만족도 간을 연구한 김선미·김은하(2014)와 김수정·이미(2014)는 산재 근로자의 자기효능감은 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있음을 밝혔으며, 자기효능감은 장애인의 생활만족도를 높이는 요인이다(남연희 외, 2011; 윤보람, 2015; Hampton, 2000). 또한 직무만족도는 자아존중감과 자기효능감에 정적(+)인 영향이 있다는 연구가 보고되고 있다(주영하·정익중·이화조, 2018; 최봉일, 2020).
이와 같이 산재 근로자들의 직무만족도와 생활만족도, 그리고 자아존중감과 자기효능감 간의 영향관계가 활발히 이루어지고 있으나, 산재근로자를 원직장복귀자와 재취업자로 구분한 연구는 재활서비스 욕구를 연구한 김승완(2020)과 직무만족도를 연구한 이정한(2015), 남예지·이청아·홍세희(2019), 그리고 생활만족도를 연구한 오소윤·이수용(2016), 김광배(2017), 이은혜 외, (2017), 조영인(2019) 등 매우 제한적이다. 특히 산재요양 이후 원직장복귀자와 재취업자의 생활만족도를 향상시키기 위한 연구로서 자아개념인 자아존중감과 자기효능감을 매개로 한 연구는 찾아보기 어렵다. 따라서 본 연구는 선행연구를 토대로 산재 근로자의 재취업자와 원직장복귀자에 따라 생활만족도가 다른 특성을 보일 것으로 예측하고, 그들의 직업복귀형태에 따른 생활만족도의 영향요인과 이를 향상시키기 위한 요인들을 살펴본다는 점에서 연구의 차별성이 있다고 할 수 있다.
이에 본 연구는 2018년에 개발하여 2019년에 배포한 산재패널 2차 코호트의 1차 패널자료를 활용하여, 산재요양 이후 직업복귀형태에 따른 산재근로자의 직무만족도와 생활만족도 간의 영향관계에서 자아존중감과 자기효능감이 그들 간을 매개함을 유추하고, 이를 검증하는 것을 목적으로 수행하였다. 이를 통해 산재요양 이후 재취업자와 원직장복귀자의 생활만족도를 향상시킬 방안을 도출하고, 산재 근로자들의 생활에서의 만족도가 개선될 수 있도록 이론적, 실천적, 정책적 관점에서의 논의를 하고자 한다.
이러한 목적 달성을 위해 다음의 연구문제를 설정하였다. 첫째, 산재요양 후 재취업자와 원직장복귀자의 직무만족도는 그들 각각의 생활만족도에 어떠한 영향을 줄 것인가? 둘째, 자아존중감은 산재요양 후 재취업자와 원직장복귀자의 직무만족도와 생활만족도 간에 영향에 있어서 매개효과를 갖는가? 셋째, 자기효능감은 산재요양 후 재취업자와 원직장복귀자의 직무만족도와 생활만족도 간에 영향에 있어서 매개효과를 갖는가?
Ⅱ. 이론적 배경
1. 산재근로자의 직업복귀
우리나라의 산재요양 이후 재취업 또는 원직장복귀 근로자는 1999년 이후 지속적인 증가추세를 보이고 있으며, 2018년말 기준으로 산업재해보상보험법을 적용하는 사업장 2,654,107개소의 종사자 19,073,438명 중 4일 이상의 요양을 요하는 근로자가 102,305명이 발생(부상 89,588명, 사망 2,142명, 업무상질병 이환자 10,302명)하였으며, 재해율은 0.54% 에 달한다. 이는 2017년도에 비하여 재해자수는 13.86% 증가하였고, 재해율은 0.06% 증가한 수치이다. 산업재해로 인한 직접손실액(산재보상금 지급액)은 5,033,901백만원으로 전년대비 13.48% 증가하여, 직·간접손실을 포함한 경제적 손실 추정액은 25,169,507백만원으로 전년대비 13.48%가 증가하였으며, 근로손실일수는 52,757,858일로 전년대비 11.41%가 증가한 것으로 나타났다(산업안전관리공단, 2020).
우리나라의 산재보험제도는 1964년에 도입된 이래 업무상 산재를 입은 근로자를 보호하기 위한 사회안전망의 역할을 해오고 있다. 하지만 요양과 현금급여 위주의 보상에 치중하여 산재요양 이후 근로자의 직업복귀에 대한 관심은 상대적으로 적었다. 또한 고용노동부에서 산재보험제도를 운영하던 시기의 재활사업은 산재근로자의 직업훈련에 필요한 훈련원을 운영하거나 생활정착금의 대부사업 등 단순 복지사업에만 머물러 있었다. 이후 1995년에 산재보험 업무가 공단으로 위탁·운영되고, 2000년에 시행된 개정 산재보험법의 제1조(목적)에 “재활 및 사회 복귀 촉진” 개념이 포함되면서, 산재근로자의 직업복귀가 중요한 화두가 되었다(조영인, 2019). 산재근로자의 직업복귀형태는 산재 이전에 일하던 원래의 직장으로 복귀하는 원직장복귀, 다른 직장으로 취업하는 재취업, 그리고 창업 등 자영업 등으로 개념화할 수 있다.
산재보험의 화두가 산재근로자의 직업복귀로 이동하면서 직업복귀율을 높이기 위한 다양한 노력들이 이루어졌지만 성과는 쉽게 나타나지 않았다. 이는 산재근로자, 특히 장해를 가진 산재근로자의 경우, 노동능력 저하, 직무적응 어려움, 재훈련 비용, 사업주의 부정적 인식 등의 문제로 노동시장에 재진입하기가 쉽지 않기 때문이었다. 이에 원직장복귀가 산재근로자의 우선적인 정책목표가 되었다. 즉, 산재 발생 이전에 일했던 경험이 있는 원직장으로 복귀할 수 있도록 지원하는 것이 비용이나 성과 측면에서 가장 긍정적인 방안으로 고려된 것이다. 하지만 산재보험제도의 목적이 산재근로자를 가능한 한 빨리 직업현장에 복귀하도록 하여, 개인과 그들의 가정, 그리고 지역사회에 긍정적인 영향을 미치도록 한다는 점에서 원직장복귀, 재취업 등 다양한 직업복귀형태에 대한 연구가 필요한 시점이다.
2. 산재근로자의 생활만족도
인간은 누구나 자신과 가족의 행복을 추구한다. 행복 추구는 산재요양이후 근로자에게도 예외는 아니다. 그들 또한 질 높은 삶을 사는 것을 인생의 최대의 관심사로 인식한다. 생활만족도 용어는 Campbell, Converse & Rodgers(1976)이 경제적으로 안정된 것이라는 개념을 소개하면서부터 시작되었다. 산업재해는 근로자의 노동 능력을 손상시킴으로써 신체적·정신적 장해나 장애를 야기한다. 이는 재해근로자의 노동시장 참여와 소득 그리고 가구생계에 대한 위협과 함께 생활에서의 만족도에 영향을 미친다(이승욱·이준석, 2011; 김상호 외, 2014; 안준기·오세미, 2015; 최근호·서용무·유동희, 2015).
산재근로자의 생활만족도에 대한 연구는 장해등급을 받은 산재장애인의 주관적 삶의 질 영향요인을 분석한 윤조덕·박수경(1998)의 연구에서부터라고 할 수 있다. 그들의 연구에서는 산재요양 이후 신체적인 요인보다 심리적 요인과 삶의 만족도가 더 중요한 요인이라고 하였다. 산재근로자의 직업복귀형태에 따라 생활만족도를 연구한 전보영 외(2010)에 따르면 원직장복귀자가 재취업자에 비해 생활만족도가 상대적으로 높으며, 미취업상태보다 취업상태의 경우, 가구소득이 높을수록, 학력이 높을수록, 시혼일수록, 여성일수록 생활만족도가 높다고 하였다. 직업복귀유형에 따라 산재근로자를 연구한 이은혜 외(2017)에서는 원직장복귀자가 재취업자보다 생활만족도 및 직무만족도가 높다고 하였다. 김광배(2017)도 원직장복귀자가 재취업자에 비해 생활만족도가 높게 나타났으며, 원직장복귀자의 직업유지기간은 생활만족도에 영향이 없는 반면, 재취업자의 직업유지기간은 생활만족도에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 조영인(2019)에 의하면, 산재요양 후 원직장복귀자의 경우 배우자가 있는 경우, 사회경제적 지위가 높을수록, 임금수준이 높을수록, 사회적 관계가 좋을수록 생활만족도가 높게 나타났으며, 성별, 연령, 학력, 장해등급, 요양기간, 종사상 지위 등은 생활만족도에 영향이 없게 나타났다. 반면, 재취업자의 경우에는 배우자가 있는 경우, 사회경제적 지위가 높을수록 생활만족도가 높게 나타났으며, 나머지는 영향이 없게 나타났다. 즉, 재취업자의 경우에는 임금과 사회적 관계는 생활만족도에는 영향을 미치지 않는 요인이었다.
국외 연구로서, Viana et al.,(2007)은 산재요양 후 근로자의 생활만족도는 소득이 많을수록, 기혼일수록 생활만족도가 높은 영향을 보였으며, Cvetkovski et al.(2006)은 생활만족도가 사회경제적 지위가 높을수록 생활만족도가 높은 영향관계가 있음을 밝혔다. Westman et al.(2006)은 장애를 가진 환자들의 초기 재활의 효과를 5년간 추적조사한 결과, 1년 후 81% 정도의 환자들이 직장에 복귀하였고, 5년 후에는 그들의 58%가 직장에서 일을 하였으며, 생활만족도가 향상됨을 검증하였다.
3. 선행연구
직무만족도와 생활만족도 간의 영향관계는 보상(compensation), 파급(Spillover), 분리(segmentation) 효과 등 세 가지 측면에서 연구되어 왔다(Wilensky, 1960). 보상효과는 높은 직무만족도나 생활만족도가 다른 영역의 낮은 만족도를 보상한다고 보고 있으며, 파급효과는 직무만족도가 생활만족도로까지 영향이 확장된다는 관점이다. 또한 분리효과는 직무만족도와 생활만족도 간에는 아무런 영향관계가 없다는 관점이다. 이 중에서 생활만족도가 직무만족도를 설명하는 관점보다는 직무만족도가 생활만족도를 더 많이 설명한다는 파급효과가 다수의 선행연구에서 보고되고 있다(신승배, 2009; 김종일, 2013; 염동문 외, 2013; 이성규, 2014; 송진영, 2016; Rode, 2002). 김종일(2013)은 장애인 근로자의 직무만족도 수준이 높을수록 생활에서의 만족도 수준이 높게 나타났다.
원직장에 복귀한 산재근로자를 연구한 배경남(2016)은 직무만족도가 생활만족도에 가장 영향을 미치는 요인임을 밝혔으며, 오소윤·이수용(2016)은 원직장에 복귀한 산재근로자가 재취업한 근로자보다 직무만족도와 생활만족도가 높게 나타났으며, 직무만족도는 생활만족도에 영향을 미치는 중요한 요인이라고 하였다. 조영인(2019)의 연구에서도 원직장을 복귀한 산재근로자나 재취업한 근로자 모두 직무만족도는 다른 요인에 비해 생활만족도의 영향력이 가장 높게 나타났다.
산재요양 후 근로자의 심리적 요인이 재활 및 삶의 질에 영향을 끼친다는 것은 선행연구들을 통해 보고되고 있다(Opsteegh et al., 2009). 심리적 요인으로 주로 다루어지는 대표적인 요인으로는 Rosenberg(1965)가 제시한 자아존중감과 Bandura(1977)가 제시한 자기효능감이다(김선미·김은하, 2014). Rosenberg(1965)는 자아존중감을 “자신을 거부하거나 수용하는 주관적인 가치 평가로서, 자신을 능력 있고 성공할 것이라고 믿는 정도”라고 정의하였다. 산재로 인해 장해를 입는다는 것은 자신의 장애는 물론 가족과 사회관계 등 생활과 연관된 모든 것들을 상실하게 되며, 이로 인해 심리적 충격과 함께 자아존중감이 낮아질 수 있기 때문에 산재장애인에 있어 자아존중감은 중요한 요인이라고 할 수 있다(정재권·김기장, 2002). 자기효능감은 특정 위기상황에서 스스로가 대응할 수 있는 능력에 대한 자신의 판단과 신념으로 정의된다(Bandura, 1977). Benight et al.(1999)은 재해를 겪고 극복해 가는 과정에서 낙천적인 성향의 사람들은 자기효능감이 높기 때문에 일상생활에서의 사건에 잘 적응한다고 하였다.
대부분의 연구에서 자아존중감과 자기효능감은 생활만족도를 향상시키는 요인으로 보고되고 있다. 산재요양 후 근로자의 자아존중감은 생활만족도를 향상시키는 요인(정경화, 2008)이며, 김계하·김옥수(2005), 황혜민(2013)은 척수장애인과 지체장애인의 자아존중감은 생활만족도를 높이는 영향을 보이다고 하였다. 뇌졸중 후 환자를 연구한 김경숙(2009)도 자아존중감은 그들의 생활만족도를 향상시켜주는 요인임을 밝혔으며, 김선미·김은하(2014)의 연구에서는 산재요양 후 근로자의 자아존중감은 생활만족도에 정적(+)인 영향을 보였다. 또한 송진영(2016)의 연구에서도 산재근로자의 자아존중감은 생활만족도를 높이는 요인으로 나타났다.
남연희 외(2011)는 척수장애인의 자기효능감이 생활만족도에 정적(+)인 영향을 미침을 확인하였으며, 윤보람(2015)은 뇌졸중 장애인의 자기효능감이 생활만족도를 향상시킴을 검증하였다 또한 김선미·김은하(2014)도 산재근로자의 자기효능감은 생활만족도를 높인다고 하였고, 김수정·이미(2014)는 산재근로자의 자기효능감이 생활만족도를 향상시키는 요인임을 밝혔으며, 송진영(2016)의 연구에서도 산재근로자의 자기효능감은 생활만족도를 높이는 요인으로 나타났다. 국외 연구에서 Hampton(2000)도 척수장애인의 자기효능감은 생활만족도를 높이는 요인이라고 하였다.
원직장복귀자와 재취업 산재근로자를 연구한 김승완(2020)은 자기효능감은 원직장복귀와 재취업 모두에서 생활만족도를 높여주는 요인으로 나타났다. 또한 조영인(2019)은 원직장복귀자와 재취업자를 함께 분석한 경우에는 자아존중감과 자기효능감 모두 생활만족도에 영향을 미치는 것으로 나타났으나, 이를 구분하여 분석한 결과에서는 원직장복귀자와 재취업자 모두는 자아존중감은 생활만족도에 영향을 미친 반면 자기효능감은 영향이 없는 것으로 나타났다.
지속적인 출산율 감소로 인해 멀지 않은 미래에 경제활동인구 수가 급격하게 하락될 것으로 보도되고 있다. 따라서 산재보험은 그 역할을 단순히 산재근로자를 치료하고, 산재에 대한 보상에서 머무르지 않고 ‘원직복귀’, ‘재취업’, 그리고 ‘재활’ 등 산재 이전의 상황으로 복귀시키고, 더 나아가 개인의 직무에서의 만족에까지 그 시선의 눈높이를 맞춰야 하는 상황으로 변화되고 있다.
직무만족도가 자아존중감에 미치는 영향에 관한 선행연구를 살펴보면, 취업발달장애인을 연구한 주영화 외(2018)는 직무만족도가 그들의 자아존중감을 높임을 밝혔으며, 김동배·유병선·이은진(2013)은 노인 근로자의 직무만족도는 자아존중감에 정적(+)인 영향이 있다고 하였다. 또한 김경미·김창희(2003)는 직무만족도의 하위요인인 자아실현, 인간관계, 자율성이 자아존중감에 정적(+)인 영향관계를 보였다. 이외에도 직무만족도는 자아존중감을 높이는 요인임이 보고되고 있다(공혜영, 2012; 박경, 2013; 팜참, 2017).
직무만족도가 자기효능감에 미치는 영향 관련한 선행연구를 살펴보면, 중증장애인을 연구한 최봉일(2020)은 직무만족도가 그들의 자기효능감을 높힘을 밝혔으며, 특히 승진만족도를 제외한 보수, 동료, 감독, 직무 등의 하위만족도가 자기효능감을 높이는 요인임을 밝혔다. 사회복지사를 연구한 김종환(2013)은 직무성과나 직무만족 등의 동기부여에 의해 자기효능감이 높아진다고 하였다. 또한 이지현·김지태(2019)는 직무만족도의 하위요인 중 복지, 대인, 직무만족도는 자기효능감에 정적(+)인 요인을 보인 반면, 보수와 환경 만족도는 자기효능감에 영향이 미치지 않게 나타났다. 이외에도 직무만족도는 자기효능감을 높이는 요인임이 보고되고 있다(선필호·하중래, 2013; 이순자·손원경, 2015; 최수형, 2016). 상기의 선행연구를 토대로 본 연구에서는 산재요양 후 재취업자와 원직장복귀자의 직무만족도와 생활만족도 간의 영향관계에서 자아존중감과 자기효능감이 그들 간을 매개함을 유추하고, 이를 분석하고자 한다.
Ⅲ. 연구방법
1. 연구대상
산재보험패널(Panel of Worker Compensation Insurance)은 2013년을 1차년도로 시작하여 2019년의 5차년도까지 매년 산업재해 근로자를 대상으로 조사하는 패널자료이다. 패널조사 모집단은 2012년에 산재보험 요양종결자 82,493명으로서, 6개 범주의 장해등급별로 우선 할당 후 9개의 권별로 비례배분하였다. 산재보험패널에 대한 조사는 2013년을 1차년도로 하여 표본크기 2,000명(장해가 없는 산재근로자 350명과 산재장해인 1,650명)으로 실시하고 있으며(근로복지연구원, 2019a), 산재노동자의 요양 종결 후 특성을 고려하여 5년마다 표본을 교체하였다. 2013년부터 2017년까지 5년간 1차 코호트 조사가 완료되었고, 2018년부터는 업무상재해를 경험한 이후 2017년도에 요양을 종결한 산재노동자를 새로운 모집단으로 선정하여, 2차 코호트 조사를 진행하였다(근로복지연구원, 2019b). 본 연구에서는 2018년에 조사하고 2019년에 배포한 2차 코호트 1차년도 자료를 활용하였다. 대상자는 1차년도에 참여한 75,392명 중 원직장복귀자 25,870명과 재취업자 24,760명 등 총 50,630명을 대상으로 분석을 실시하였다.1)
2. 연구모형과 연구가설
본 연구에서는 산재요양 후 직업복귀형태(원직장복귀와 재취업)에 따라 직무만족도가 생활만족도에 미치는 영향력과 이들 간의 영향에서 자아존중감과 자기효능감의 매개효과를 검증하는 것을 목적으로 수행되었다. <그림 1>은 이러한 목적을 위해 설정한 연구모형은 다음과 같다.
연구모형
연구모형을 토대로 설정한 직업복귀형태(원직장복귀와 재취업)에 따른 연구가설은 다음과 같다.
연구가설 1: 직업복귀형태에 따라 직무만족도는 생활만족도에 정적(+)인 영향력의 차이가 있을 것이다.
연구가설 2: 직업복귀형태(원직장복귀, 재취업)에 따라 자아존중감은 직무만족도와 생활만족도 간 매개효과의 차이가 있을 것이다.
연구가설 3: 직업복귀형태(원직장복귀, 재취업)에 따라 자기효능감은 직무만족도와 생활만족도 간 매개효과의 차이가 있을 것이다.
3. 연구도구
독립변수인 직무만족도는 자신의 일자리 환경에 대해 주관적으로 느끼는 만족의 정도를 의미한다. 이를 위해 산재보험패널조사에서 취업안정성, 일의 내용, 임금/소득, 근로환경, 근로시간, 의사소통 및 대인관계, 인사고과 공정성, 개인의 발전가능성, 복지후생에 대한 일상생활만족도를 묻는 9문항을 사용하였다. 이들 문항들의 탐색적 요인분석을 실행한 결과 1개의 요인으로 나타났다. 각 문항들은 ‘1=매우 만족함’에서 ‘5=매우 만족하지 않음’으로 구성되어 있는 것을 일관적인 분석을 위하여 역코딩한 후에 9개 문항을 합산하여 사용하였다. 따라서 합산점수가 높을수록 직무만족도는 높다. 본 연구에서 직무만족도의 Cronbach’s α값은 원직장복귀자는 .886, 재취업자는 .894이었다.
매개변수인 자아존중감 척도는 Rogenberg(1971)의 자아존중감(Self Esteem)을 토대로 근로복지개발원에서 개발한 도구로서, 이 척도는 10개의 문항으로 ‘1=대체로 그렇지 않음’에서 ‘4=항상 그럼’의 4점 리커트척도이며, 이들 문항 중 3, 5, 8, 9, 10번 문항들은 부정문항으로서 역코딩을 수행하였다. 또한 탐색적 요인분석을 실행한 결과, 8번 문항은 상관행렬계수값이 .30이 안됨에 따라, 이 문항을 제외하고 9개 문항을 합산하여 분석을 수행하였다. 따라서, 합산점수가 높을수록 자아존중감이 높다. 본 연구에서 자아존중감의 신뢰도인 Cronbach’s α값은 원직장복귀자는 .833, 재취업자는 .845이었다.
자기효능감은 Sherer et al.,(1982)의 자기효능감(Self Efficacy) 척도를 토대로 근로복지연구원에서 개발한 도구를 사용한다. 자기효능감 척도는 일반적 자기효능감 17문항과 사회적 자기효능감 6문항 등 총 23문항, 두 개의 요인으로 구성되어 있다. 이 척도는 ‘1=전혀 그렇지 않음’에서 ‘5: 매우 그럼’의 5점 리커트척도이다. 전체 23문항 중 부정문항은 2, 5, 6, 7, 10, 12, 14, 16, 17, 18, 20, 22번으로서, 역코딩하였다. 이후 탐색적 요인분석을 실행한 결과, 13, 21, 23번 등 3개의 문항이 상관행렬계수값이 .30이 안됨에 따라, 이들 문항을 제외하고 나머지 20개 문항의 합을 구하여 사용하였다. 따라서, 합산점수가 높을수록 자기효능감이 높다. 본 연구에서 자기효능감의 Cronbach’s α값은 원직장복귀자는 .916, 재취업자는 .922이었다.
종속변수인 생활만족도는 자신의 삶의 환경에서 주관적으로 느끼는 만족의 정도를 의미한다. 이를 위해 산재보험패널조사에서 여가활동, 주거환경, 가족수입, 가족관계, 사회적 친분관계, 친인척관계에 대한 일상생활에서의 만족정도를 묻는 6문항을 사용하였다. 각 문항들은 ‘1=매우 만족함’에서 ‘5=매우 만족하지 않음’으로 되어 있는 것을 일관적인 분석을 위하여 역으로 코딩변경하여 사용하였다. 또한 탐색적 요인분석을 실행한 결과, 1개의 요인으로 나타났다. 이에 생활만족도의 하위변수로 정의된 6개 문항을 합산하여 사용하였다. 따라서 합산점수가 높을수록 생활만족도가 높다. 본 연구에서 생활만족도 척도의 Cronbach’s α값은 원직장복귀자는 .808, 재취업자는 .827이었다.
선행연구를 토대로 설정한 통제변수 중 성별은 ‘1=남성, 2=여성’으로 되어 있는 것을 회귀분석을 위해서 ‘0: 여성, 1:남성’으로 더미변수로 변환하였으며, 연령은 연령대의 ‘1: 30대 이하, 2:40대, 3:50대, 4:=60대 이상’인 서열변수로 되어 있는 것을 그대로 활용하였다. 학력은 ‘1:무학, 2:초졸, 3:중졸, 4:고졸, 5:대졸 이상’인 것을 그대로 사용하였다. 장해등급은 회귀분석에서는 비율변수를 그대로 사용하였으며, 빈도분석은 장애등급을 6범주로 구분한 ‘1:1~3급, 2:4~7급, 3:8~9급, 4:10~12급, 5:13~14급, 6:15급’인 것을 그대로 사용하였다. 따라서 장해등급은 점수가 높을수록 장해정도가 낮음을 의미한다. 요양기간은 ‘1=3개월 이하, 2=3~6개월, 3=7~9개월, 4=10개월~1년, 5=1~2년, 6=2년 초과’인 것을 그대로 사용하였으며, 배우자동거여부는 ‘1=미혼, 2=기혼, 3=별거, 4=이별, 5=사별)인 것을 ‘0=기타, 1=배우자동거’러 더미처리하였다. 건강상태는 ‘1=매우 좋지 않음’에서 ‘4=매우 좋음’인 것을 그대로 사용하였으며, 사회경제적적 지위는 ‘1=상층, 2:중상층, 3=중하층, 4:하층’인 것을 ‘0=하층, 2=중층이상’으로 더미처리하였다. 종교보유여부는 ‘0:없음, 1:있음’으로 더미변환 처리하였다.
4. 자료분석방법
본 연구에서는 SPSS 21.0을 이용하여 자료를 분석하였다. 조사대상자의 일반적 특성은 빈도분석과 평균과 표준편차 등의 기술통계를 하였다. 또한 직무만족도와 생활만족도 간의 영향과 그들 간 자아존중감과 자기효능감의 매개효과를 검증하기 위해 다중회귀분석(Multiple Regression Analysis)을 하였다. 매개효과 검증은 일반적으로 알려져 있는 Baron & Kenny(1986) 방법에 따라, 1단계에서 독립변인인 직무만족도가 종속변인인 생활만족도에 영향을 주어야 하고, 2단계에서 독립변인이 매개변인인 자아존중감과 자기효능감에 영향을 미쳐야 한다. 3단계에서는 매개변인이 종속변인에 영향을 미치면서, 1단계에서 유의미했던 독립변인과 종속변인의 관계가 약해지면 부분매개, 독립변인이 유의미하지 않으면 완전매개로 판단하였다. 또한 매개효과 유의성을 확보하기 위해 추가적으로 MacKinnon et al.,(2002)이 개발한 Sobel 검정값을 제시하였다. Sobel 검정에서 z값이 z > 1.96 또는 z < -1.96 사이에 있으면 매개효과가 있다고 본다.
Ⅳ. 연구결과
1. 연구대상자의 일반적 특성
대상자의 일반적인 특성은 <표 1>과 같다. 원직장복귀자의 성별은 남성이 19,768명(76.4%)로서 여성의 23.6%보다 높게 분포되었으며, 재취업자는 남성이 19,814명(80.0%)로서 여성의 20.0%보다 높게 나타났다. 연령대는 원직장복귀자의 경우 50대, 40대, 30대, 60대 이상 순이었으나, 재취업자는 50대, 30대, 40대, 60대 이상 순으로 30대와 40대의 순서가 다르게 분포되었다. 학력은 원직장복귀자와 재취업자 모두 고졸, 대졸 이상, 중졸, 초졸, 무학 순이었으며, 장해등급은 원직장복귀자와 재취업자 모두 장애가 낮은 순으로 분포되었다. 요양기간은 원직장복귀자와 재취업자 모두 3개월 이하가 절반 가까이 차지하였으며, 요양기간이 길수록 분포가 낮게 나타났다. 배우자와 동거하는 경우는 원직장복귀자가 72.5%, 재취업자가 56.7%로서, 원직장복귀자의 동거비율이 재취업자보다 다소 높게 분포되었다. 건강상태는 원직장복귀자와 재취업자 모두 ‘좋은 편이다’, ‘좋지 않은 편이다’, ‘매우 좋다’, ‘매우 좋지 않다’ 순으로 분포되었다. 사회경제적 지위는 원직장복귀자와 재취업자 모두 중층 이상이 약 60%~70% 정도를 보였으며, 종교는 없는 경우가 원직장복귀자와 재취업자 모두 약 60% 이상으로서 종교가 있는 경우보다 비율이 높은 것을 알 수 있었다.
대상자의 일반적 속성
2. 주요 변수들의 기술통계
<표 2>는 주요 변수들의 특성을 분석한 결과, 독립변수인 직무만족도, 매개변수인 자아존중감과 자기효능감, 종속변수인 생활만족도 등은 원직장복귀자와 재취업자 의 평균이 보통보다 조금 높은 수준으로 나타났다. 또한 정규성을 확인하기 위해 왜도와 첨도를 분석한 결과 절대값 1미만으로 나타남에 따라, 주요 변수들은 정규분포를 이루고 있는 것으로 판단하였다.
주요 변수들의 기술통계
종속변수인 생활만족도에 대해 원직장복귀자와 재취업자의 특성을 살펴본 결과, <표 3>과 같이 5점 척도인 생활만족도 6개 문항의 평균은 원직장복귀자와 재취업자가 동일한 특성을 보였다. 즉, 생활만족도 6개 문항 중 가족관계 만족도가 가장 높은 평균을 보였으며, 사회적 친분관계 만족도, 친인척관계 만족도, 주거환경 만족도, 여가생활 만족도, 가족의 수입만족도 순으로 높게 나타났다. 이를 통해, 산재요양 후 원직장복귀자와 재취업자들의 생활만족도는 가족 및 사회적 관계에 대해서는 만족하고 있지만, 여가생활이나 가족의 수입에서는 만족도가 낮은 것을 확인하였다.
생활만족도의 특징
3. 자아존중감의 매개효과
산재요양 후 원직장복귀자와 재취업자의 자아존중감이 직무만족도와 생활만족도 간을 매개하는 지를 확인하기 위해 위계적 회귀분석을 수행한 결과는 <표 4>와 같다.
자아존중감의 매개효과
원직장복귀자의 경우, 모델 1은 통제변수와 독립변수인 직무만족도를 투입하여 생활만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 31.2%였으며, F값이 1173.35(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 통제변수 중에서는 성별만이 생활만족도에 영향이 없게 나타났다. 독립변수인 직무만족도는 β값이 .442(p<.001)로서 생활만족도에 정적(+)인 영향력을 보였다. 모델 2는 통제변수와 독립변수인 직무만족도를 투입하여 직무만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 13.7%이었으며, F값이 410.05(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 모든 통제변수들이 직무만족도에 영향을 보였으며, 직무만족도는 β값이 .240(p<.001)으로 생활만족도에 정적인 영향을 보였다. 모델 3은 모델 1에 자아존중감을 투입하여 생활만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 39.2%이었으며, F값이 1517.61(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 분석결과, 직무만족도는 β값이 .360(p<.001)으로서 모델 1의 .442보다 낮게 유의미하게 나타났다. 또한 자아존중감은 β값이 .305(p<.001)로서 생활만족도에 정적인 영향을 보였다. 따라서 Baron & Kenny(1986)의 방법을 토대로 자아존중감은 직무만족도와 생활만족도 간을 부분매개함을 유추할 수 있었다.
재취업자의 경우, 모델 1은 통제변수와 독립변수인 직무만족도를 투입하여 생활만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 39.5%였으며, F값이 1613.07(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 통제변수 중에서는 연령대와 요양기간만이 생활만족도에 영향이 없게 나타났다. 독립변수인 직무만족도는 β값이 .411(p<.001)로서 생활만족도에 정적(+)인 영향력을 보였다. 모델 2는 통제변수와 독립변수인 직무만족도를 투입하여 직무만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 18.0%이었으며, F값이 543.41(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 직무만족도는 β값이 .150(p<.001)으로 생활만족도에 정적인 영향을 보였다. 모델 3은 모델 1에 자아존중감을 투입하여 생활만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 44.0%이었으며, F값이 1769.69(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 분석결과, 직무만족도는 β값이 .375(p<.001)로서 모델 1의 .411보다 낮게 유의미하게 나타났다. 또한 자아존중감은 β값이 .236(p<.001)으로서 생활만족도에 정적인 영향을 보였다. 따라서 Baron & Kenny(1986)의 방법을 토대로 자아존중감은 직무만족도와 생활만족도 간을 부분매개함을 유추할 수 있었다.
또한 자아존중감의 매개효과에 대한 유의성을 입증하기 위해 MacKinnon et al.(2002)에 의한 Sobel 검정을 실시한 결과, z값은 <그림 2>와 <그림 3>과 같이 z값이 32.299(p<.001), 21.825(p<.001)으로서 유의하게 나타남에 따라, 자아존중감은 원직무복귀자의 직무만족도와 생활만족도 간을 매개하는 것과 자아존중감은 재취업자의 직무만족도와 생활만족도 간을 매개하는 것을 추가적으로 검증하였다.
원직장복귀자의 자아존중감 매개효과
재취업자의 자아존중감의 매개효과
4. 자기효능감의 매개효과
산재요양 후 원직장복귀자와 재취업자의 자기효능감이 직무만족도와 생활만족도 간을 매개하는 지를 확인하기 위해 위계적 회귀분석을 수행한 결과는 <표 5>와 같다.
자기효능감의 매개효과
원직장복귀자의 경우, 모델 1은 <표 4>와 동일하며, 따라서 독립변수인 직무만족도는 β값이 .442(p<.001)로서 생활만족도에 정적(+)인 영향력을 보였다. 모델 2는 통제변수와 독립변수인 직무만족도를 투입하여 직무만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 11.1%이었으며, F값이 192.64(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 직무만족도는 β값이 .101(p<.001)으로 생활만족도에 정적인 영향을 보였다. 모델 3은 모델 1에 자기효능감을 투입하여 생활만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 37.6%이었으며, F값이 1415.81(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 분석결과, 직무만족도는 β값이 .416(p<.001)으로서 모델 1의 .442보다 낮게 유의미하게 나타났다. 또한 자기효능감은 β값이 .262(p<.001)로 생활만족도에 정적인 영향을 보였다. 따라서 Baron & Kenny(1986)의 방법을 토대로 자기효능감은 직무만족도와 생활만족도 간을 부분매개함을 유추할 수 있었다.
재취업자의 경우, 모델 1은 <표 4>와 동일하며, 따라서 독립변수인 직무만족도는 β값이 .411(p<.001)으로 생활만족도에 정적(+)인 영향력을 보였다. 모델 2는 통제변수와 독립변수인 직무만족도를 투입하여 직무만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 12.8%이었으며, F값이 362.46(p<.001)으로서 통계적으로 유의미하였다. 직무만족도는 β값이 .214(p<.001)로 생활만족도에 정적인 영향을 보였다. 모델 3은 모델 1에 자기효능감을 투입하여 생활만족도에 미치는 영향을 살펴본 것으로, 설명력(R²)은 41.4%이었으며, F값이 1587.07(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 분석결과, 직무만족도는 β값이 .379(p<.001)로서 모델 1의 .411보다 낮게 유의미하게 나타났다. 또한 자기효능감은 β값이 .148(p<.001)로 생활만족도에 정적인 영향을 보였다. 따라서 Baron & Kenny(1986)의 방법을 토대로 자기효능감은 직무만족도와 생활만족도 간을 부분매개함을 유추할 수 있었다.
또한 자기효능감의 매개효과에 대한 유의성을 입증하기 위해 MacKinnon et al.(2002)에 의한 Sobel 검정을 실시한 결과, z값은 <그림 4>, <그림 5>와 같이 z값이 14.645(p<.001), 19.567(p<.001)로서 유의하게 나타남에 따라, 자기효능감은 원직무복귀자의 직무만족도와 생활만족도 간을 매개하는 것과 자기효능감은 재취업자의 직무만족도와 생활만족도 간을 매개하는 것을 추가적으로 검증하였다.
원직장복귀자의 자기효능감의 매개효과
재취업자의 자기효능감의 매개효과
Ⅴ. 결론 및 제언
산재요양 후 근로자의 원직장으로의 복귀나 재취업은 개인은 물론 가정에서도 안정된 생활을 유지할 수 있다는 측면에서 매우 중요하다. 하지만 이런 장해를 가진 산재근로자의 원직장으로의 복귀는 매우 낮은 수준에 있으며, 재취업 시 원직장에서의 소득을 보장받지 못하는 것이 현실이다. 이로 인해 그들의 생활만족도는 낮을 것으로 예상된다. 이와 같이 산재요양 후 근로자의 원직장복귀나 재취업에 대한 관심이 높지만, 장해를 입은 근로자의 직무만족도와 생활만족도 간의 영향력이나 그들 간의 관계에서 생활만족도를 향상시키고자 하는 연구는 매우 부족한 실정이다.
이에 본 연구는 산재요양 후 원직장복귀자와 재취업자를 대상으로 그들의 직무만족도에 따라 생활만족도가 어떻게 영향을 받는지, 그리고 자아존중감과 자기효능감은 이들 간의 관계에서 어떠한 영향을 미칠 것인지를 검증해봄으로써, 그들의 생활만족도를 높이기 위한 몇 가지 논의를 하고자 하였다.
이를 위해 본 연구는 독립변수로서 직무만족도, 종속변수로서 생활만족도, 매개변수로서 자아존중감과 자기효능감을 설정하여, 이들 간 위계적 회귀분석을 수행하였다. 이에 분석결과를 요약 및 논의하고 몇 가지 제언을 하고자 한다.
첫째, 생활만족도의 하위요인들을 분석해 본 결과, 산재요양 후 원직장복귀자와 재취업자 모두는 사회적 친분 관계와 가족관계에 대해서는 만족도가 높은 반면, 여가생활과 가족의 수입에서의 만족도는 낮은 것으로 나타났다. 특히, 원직장복귀자와 재취업자 모두에서 가족관계 만족도가 다른 생활만족도에 비해 높게 나타난 본 연구결과는 산업요양 후 근로자들은 자신의 생활에서 가장 중요한 것이 사회적 관계라는 점을 강조할 수 있다. 본 연구결과는 원직장복귀자의 경우는 사회적 관계가 좋을수록 생활만족도가 높아지지만, 재취업자의 경우에는 사회적 관계가 생활만족도에 영향이 없다고 한 조영인(2019)과 일부 상이한 결과였다. 이와 같이 재취업한 산재근로자의 경우가 상이하게 나타난 이유는 선행연구의 부족으로 인해 작접적으로 밝히기는 쉽지 않지만, 원직장복귀자가 재취업자보다 생활만족도가 높다고 한 이은혜 외(2017), 김광배(2017) 등의 연구 등과 조영인(2019)의 연구를 종합해 보면, 재취업자의 경우에는 사회적 관계가 원직장복귀자보다 낮을 수도 있음을 예측하게 한다. 따라서 원직장에 복귀한 산재근로자의 사회적 관계를 강화시킬 수 있도록 근로복지공단에서 제공하는 가족지원 프로그램에 적극 참여하도록 하는 것이 필요하다.
둘째, 통제변수를 분석한 결과, 선행연구 대부분에서 생활만족도에 영향이 없게 나타난 성별, 연령, 학력은 본 연구에서는 원직장복귀자이거나 재취업자에 따라 생활만족도에 영향을 미칠 수도 아닐 수도 있게 나타났다. 배우자와 동거할수록, 건강상태가 좋을수록, 사회경제적 지위가 좋을수록 생활만족도가 높게 나타난 본 연구는 다른 선행연구과 동일하게 나타났다. 산재근로자의 장해등급과 요양기간은 직장복귀와 함께 중요한 요인으로 여겨졌으나, 대부분의 선행연구에서 장애등급은 생활만족도에 영향이 없게 나타났으며, 요양기간은 일부 연구에서만 생활만족도에 영향이 있는 것으로 나타났다. 본 연구에서는 원직장복귀자의 경우, 자아존중감이나 자기효능감을 투입하지 않았을 때에는 장해등급이 높을수록(장해정도가 경증일수록), 요양기간이 짧을수록 생활만족도가 높게 나타난 반면, 자아존중감이나 자기효능감을 투입한 후에는 요양기간은 생활만족도에 영향이 없게 나타났다. 본 연구에서 재취업자의 경우에는 자아존중감이나 지기효능감의 투입과는 관계없이 장해정도가 낮을수록 생활만족도는 높게 나타난 반면, 요양기간은 생활만족도에 영향이 없게 나타났다. 이와 같이 본 연구결과와 기존의 연구와의 차이에 대해서는 이유를 정확히 밝힐 수는 없지만, 산재근로자의 85% 정도가 장해등급이 13등급 이상의 경증이며, 요양기간도 9개월 이하가 80% 이상인 점, 그리고 자아존중감과 자기효능감의 투입 여부 등이 연구결과를 상이하게 하였을 것으로 해석된다.
셋째, 산재요양 후 원직장복귀자와 재취업자의 직무만족도는 생활만족도에 정적인 영향이 있다는 연구가설은 검증되었다. 이 결과는 선행연구(신승배, 2009; 김종일, 2013; 염동문 외, 2013; 이성규, 2014; 송진영, 2016; Rode, 2002)와 동일한 결과였다. 따라서 원직장복귀자와 재취업자의 생활만족도를 향상시키기 위해서는 우선적으로 노동시장 요인이나 그들 각각의 직무에서의 내·외적환경 등 직무만족도를 높이는 것이 필요함을 제언한다. 예를 들어 원직장복귀 시, 산재 이전의 급여와 업무를 보장받는 것과 산재근로자의 특성을 반영한 사무보조 및 지원, 출퇴근 지원 등과 같은 편의설비와 활동지원을 위한 직무환경이 잘 지원되어야 할 것이다. 남예지 외(2019)에 의하면, 사업장이 제공한 편의 및 지원에 대한 만족도는 원직장복귀자가 높고 입사 초기에 특히 만족도가 높은 것으로 밝혀졌다. 따라서 재취업자의 경우 재취업 초기에 편의설비와 활동지원 등의 직장 환경과 복리후생 등의 제도적 지원을 통해 그들의 직무만족을 높일 수 있도록 기업은 물론 정부와 지자체가 함께 노력해야 할 것이다. 이와 함께 원직장복귀율을 높이기 위해 시행하고 있는 직장복귀지원사업으로서, 산재보험법에서 제공하는 직업재활급여가 원직장복귀자에게만 한정되어 있는데(조영인, 2019; 산재보험법 제75조), 이를 산재 대상자를 재취업시키는 기업에 일정기간 지원금을 지급하는 등 직장복귀지원사업의 대상을 확대하는 것이 필요하다2).
넷째, 산재요양 후 원직장복귀자와 재취업자의 자아존중감과 자기효능감은 직무만족도와 생활만족도 간을 매개한다는 연구가설은 검증되었다. 이 과정에서 직무만족도가 자아존중감에 영향이 있다는 본 결과는 선행연구(김경미·김창희, 2003; 공혜영, 2012; 김동배 외, 2013; 박경, 2013; 팜참, 2017; 주영화 외, 2018)와 동일한 결과였으며, 직무만족도가 자기효능감에 영향이 있다는 본 결과는 선행연구(김종환, 2013; 선필호·하중래, 2013; 이순자·손원경, 2015; 최수형, 2016; 이지현·김지태, 2019; 최봉일, 2020) 등과 동일한 결과였다. 또한 자아존중감이 생활만족도에 영향이 있다는 본 결과는 선행연구(김계하·김옥수, 2005; 정경화, 2008; 김경숙, 2009; 황혜민, 2013; 김선미·김은하, 2014; 송진영, 2016)와 동일한 결과였다. 또한 자기효능감이 원직장복귀와 재취업 모두에서 생활만족도를 높여주는 요인으로 나타난 본 연구결과는 김승완(2020)과 동일하였다. 하지만 원직장복귀자와 재취업자를 함께 분석한 경우에는 자아존중감과 자기효능감 모두 생활만족도에 영향을 미치는 것으로 나타난 반면, 이를 구분하여 분석한 결과에서는 원직장복귀자와 재취업자 모두 자아존중감은 생활만족도에 영향을 미친 반면 자기효능감은 영향이 없는 것으로 나타난 조영인(2019)와는 일부 상이한 결과였다.
자아존중감과 자기효능감이 직무만족도와 생활만족도 간을 매개한다는 본 결과는 자아존중감이나 자기효능감이라는 매개요인이 산재요양 후 직무만족도로 인한 결과이면서 동시에 생활만족도를 향상시킬 수 있는 원인변수로 작용할 수 있다는 것을 의미한다. 자아존중감이나 자기효능감이 산재요양 후 원직장복귀자나 재취업자의 낮아진 직무만족으로 인해 낮아질 수 있는 생활만족도를 향상시킬 수 있다는 본 결과는 자아존중감이나 자기효능감을 향상시킬 수 있는 프로그램을 개발하고 그들의 참여를 이끌어내는 것이 산재요양 후 근로자의 질적인 측면에서의 성공을 이룰 수 있다는 것을 예측하게 한다. 따라서 지역사회 내 근로복지기관이나 지자체에서 제공하는 재활서비스 프로그램이 산재요양 이후 원직장복귀자나 재취업자의 욕구에 기반한 자아존중감이나 자기효능감 등을 향상시킬 수 있는 프로그램으로 재구조화되고 내실화를 갖추고, 산재근로자와 재활전문가 간 원할한 소통을 통해 산재근로자의 심리적 안정을 증진시킬 수 있다면, 그들의 생활만족도 향상에 긍정적인 영향을 미칠 것이다. 또한 조영인(2019)의 연구와 같이 원직장복귀자와 재취업자의 자기효능감이 상이하게 나타난 점을 고려하여, 현재 산재업무를 담당하는 기관에서는 자기효능감과 같은 심리사회프로그램을 제공하는 과정에서 원직장복귀자나 재취업자의 개별 욕구에 기반하여 이들 프로그램들을 운영하고 모니터링하는 것이 필요하다.
본 연구는 연구대상자가 산재요양 이후 원직장복귀자와 재취업자를 구분하여 생활만족도를 향상시킬 수 있는 요인들을 실증적으로 검증했다는 점에서 연구의 차별성과 의의가 있다. 하지만, 상기와 같은 연구에 대한 논의와 제언에도 불구하고, 다음과 같은 몇 가지의 연구한계가 있다. 첫째, 본 연구는 산재패널데이타를 사용함에 따라 산재요양 후 근로자의 생활만족도에 미치는 다양한 영향요인들을 분석하지 못한 한계점이 있다. 따라서 향후에는 다양한 요인 예를 들어, 선재근로자를 둘러싸고 있는 스트레스, 자아수용 등의 심리적 요인들이나 사회적 자본, 여가활동 등 다양한 요인들을 포함하여 생활만족도를 향상할 수 있는 다양한 대안들을 마련할 수 있게 되기를 기대한다. 둘째, 산재근로자를 연구한 대부분의 선행연구와 같이 본 연구도 산재패널데이타를 사용함에 따라, 산재근로자의 85% 정도가 장해등급이 13등급 이상의 경증이며, 요양기간도 9개월 이하가 80% 이상인 점 등 연구대상자 선정의 한계가 있으므로 본 연구의 일반화에 신중을 기할 필요가 있다. 이에 향후 연구에서는 설문지 작업을 통해 이들 변인들의 비율을 균등히 한 후 분석하여 본 연구결과와 비교할 필요가 있다. 셋째, 본 연구에서 사용한 산재보험패널조사자료는 2017년에 제1차 코호트 종단자료가 5년으로 종료되고, 2018년에 조사하고 2019년에 제공한 제2차 코호트 횡단자료만을 제공하기 때문에 시간의 변화에 따른 변수의 상태변화를 추정하기 어려운 한계가 있다. 따라서 패널의 차수가 늘어난 시점에 종단연구 수행을 통해 생활만족도에 영향을 미칠 수 있는 다양한 변인 간의 선행 관계를 보다 더 실증적으로 규명할 필요가 있다.
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