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GRI REVIEW - Vol. 20, No. 1, pp.109-147

ISSN: 2005-8349 (Print)

Print publication date 30 Apr 2018

Received 10 Jan 2018 Revised 30 Jan 2018 Accepted 05 Feb 2018

기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인 : 사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직을 중심으로

이형렬^** ; 신용석^***

**대전보건대학교 사회복지과 부교수(제1저자)
***성균관대학교 사회복지연구소 선임연구원(교신저자)

Factors Affecting Disabled Workers Relative Poverty by Major Type of Occupation : with focus on administrative workers, service·sales workers, production workers, and simple labor workers

Lee, Hyung-Yeol^** ; Shin, Yong-Seok^***

**Associate professor, Dept. of Social Welfare, Daejeon Health Institute of Technology(First Author)
***Senior researcher, Research Institute of Social Welfare, Sungkyunkwan University(Corresponding Author)

초록

본 연구는 기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인을 개인적 특성(인구사회학적, 장애)관련, 건강관련, 가족관련, 소득보장관련, 고용관련 변수를 중심으로 취업직종별 장애근로자의 빈곤문제 해결을 위한 직업재활적 측면의 주요 개입방안을 모색하는데 그 연구목적이 있다. 본 연구를 위해 2016년 장애인고용패널조사(2차웨이브 1차조사)의 원자료(raw data)를 활용하였으며, 본 연구와 직접 관련이 있는 1,453부를 분석에 사용하였다. 자료처리는 빈도와 백분율, 교차분석(χ² test), 로지스틱 회귀분석(Logistic Regression Analysis)을 통해 연구문제를 검증하였다.

연구결과, 기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 강하게 영향을 미치는 요인 및 함의점은 다음과 같다. 첫째, 개인적 특성 변인(인구사회학적, 장애) 중, 남성 장애근로자가 여성 장애근로자 보다(사무직, 서비스·판매직), 장애근로자의 연령이 증가할수록(사무직), 무배우자가 유배우자 보다 비해(사무직), 중소도시 거주자가 대도시 거주자 보다(생산직), 자격증 미보유자가 보유자 보다(전체, 생산직), 경증 장애근로자가 중증 장애근로자 보다(전체) 상대적 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다. 둘째, 건강관련 변인 중, 건강상태가 좋지 않은 장애근로자가 좋은 장애근로자 보다(전체, 단순노무직) 상대적 빈곤에 처할 확률이 높은 것으로 나타났다. 셋째, 가족관련 변인 중, 자가 미소유자가 자가 소유자 보다(전체) 상대적 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다. 넷째, 소득보장관련 변인 중, 사적이전소득이 적을수록 많은 장애근로자 보다(전체, 사무직, 서비스·판매직, 단순노무직), 공적이전소득이 적을수록 많은 장애근로자 보다(전체, 서비스·판매직) 상대적 빈곤에 처할 확률이 높은 것으로 나타났다. 다섯째, 고용관련 변인 중, 비제조업체 종사자가 제조업체 종사자 보다(전체, 생산직, 단순노무직), 임금 등 보상이 적은 장애근로자가 많은 장애근로자에 보다(전체, 사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직) 상대적 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다.

이러한 연구결과 및 함의를 근거로 하여 기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤문제가 해결될 수 있도록 취업직종별 특성이 반영된 직업재활적 측면의 개입방안을 제언하겠다.

Abstract

The purpose of this study is to explore the factors affecting disabled workers’ relative poverty by major type of occupation and the key vocational rehabilitation-based intervention methods to solve the problem of disabled workers’ poverty by type of occupation or work, with a focus on personal characteristics (demographics, disability), health, family, income security, and employment-related variables. This study relied on the raw data of the 2016 Employment Panel Survey for Persons with Disability (2nd wave, 1st survey) and used 1,453 items thereof directly related to this study for analysis. As for data processing, this study used frequency, percentage, cross tabulation analysis (χ² test), and logistic regression analysis for verification purposes.

In this study, the factors strongly affecting disabled workers’ relative poverty by major type of occupation and the implications thereof are as follows: First, as for variables related to personal characteristics (demographics, disability), the chance of relative poverty was higher for male disabled workers than for female disabled workers (administrative workers, service sales workers), older workers than for younger ones (administrative workers), unmarried disabled workers than for married ones (administrative workers), disabled workers living in medium to small-sized cities than for those living in large cities (production workers), disabled workers with no licenses than for those with licenses (all, production workers), and for workers with minor disabilities than for those with severe disabilities (all). Second, among health-related variables, the chance of poverty was higher for disabled workers with poor health than for those in good health (all, simple labor workers). Third, in the matter of family-related variables, the chance of relative poverty was higher for disabled workers not owning a house than for those owning one (all). Fourth, with reference to income security-related variables, the chance of relative poverty was higher for disabled workers with less private transfer income than for those with more private transfer income (all, administrative workers, service sales workers, simple labor workers) and for disabled workers with less public transfer income than for those with more public transfer income (all, service sales workers). Finally, concerning employment-related variables, the chance of relative poverty was higher for disabled workers employed by non-manufacturing companies than for those employed by manufacturing companies (all, production workers, simple labor workers) and for disabled workers with less wages and compensations than for those with more wages and compensations (all, administrative workers, service sales workers, production workers, simple labor workers).

Based on these results and implications, this study will propose vocational rehabilitation-based intervention methods reflecting characteristics of the type of occupation, so that the problem of disabled workers' relative poverty by major type of occupation can be solved.

Keywords:

company, type of occupation, disabled worker, relative poverty, administrative worker, service·sales worker, production worker, simple labor worker

키워드:

기업체, 취업직종별, 장애근로자, 상대적 빈곤여부, 사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직

I. 문제제기

우리나라는 1997년 말에 시작된 글로벌 금융위기(IMF)로 인해 대량실업과 빈곤인구를 양산하는 한편, 계속적인 경기 침체, 물가상승, 구조적 고용불안의 증대와 특히, 가구 내 취업자가 있음에도 불구하고 빈곤한 근로빈곤층(working poor)의 문제가 대두되고 있으며, 이는 다시 급속한 고령화, 이혼율 증가, 아동·노인의 유기, 가출, 노숙, 자살, 결식아동의 증가 등 빈곤과 관련된 다양한 사회병리현상을 야기(惹起) 시켰으며, 현재까지도 여전히 빈곤문제는 우리사회에서 필히 해결되어야 할 중요한 쟁점으로 부각되어 있는 실정이다.

특히, 장애인은 교육과 고용에 대한 기회가 제한되어 결과적으로 사회적, 경제적으로 배제되어 열악한 경제적 지위 및 경제적 부담을 증가시킴으로서 빈곤이 악화된다. 또한 장애인의 경우에는 빈곤층뿐만 아니라 차상위계층, 빈곤의 사각지대(死角地帶)에 처한 저소득층이 많은 반면, 공공부조나 사회보험 등의 적극적인 지원을 받지 못하여 빈곤집단에 속할 확률이 높으나 빈곤으로부터 탈출한다는 것은 매우 어렵다는 문제점을 안고 있다.

즉, 장애인가구의 빈곤율은 2000년대 중반에는 35%로 비장애인 가구와 비교해 2.4배 높은 수준이었으나(윤상용, 2010), 장애인가구 빈곤율은 2012년 36.3%에서 2015년 30.2%로 6.1%가 감소하였고, 장애인가구와 전체가구의 빈곤율 격차는 2012년 19.7%에서 2015년 13.9%로 5.8%가 각각 감소하였지만, 장애인가구의 빈곤율은 여전히 30%를 넘는 높은 수준¹⁾을 나타내고 있다(국회입법조사처, 2015), 결과적으로 이러한 실태자료는 장애인 가구의 빈곤문제가 매우 심각한 수준임을 나타내는 근거라고 할 수 있겠다.보다 더 심각한 것은 장애인의 취업자 수와 취업률이 증가하는 상황하에서도 취업장애인²⁾의 빈곤문제가 개선되지 못하는 원인이 취업을 하였음에도 불구하고 여전히 소득수준이 낮은 빈곤한 장애근로자가 많다³⁾는 것으로서, 장애와 근로빈곤이라는 이중고(二重苦)에 시달리고 있다는 것을 대변하는 것이다(이형렬, 2017).

이러한 장애근로자의 저소득문제는 장애인의 일자리 특성에서 찾을 수 있는데, 단순노무 종사자의 비중이 26.7%로서 전체 인구 취업자 13.2%보다 13.5%나 높게 나타났으며, 5인 미만 기업체 장애근로자가 44.5%로서 전체 인구 36.8%보다 높고, 평균 취업시간(1주 기준)도 장애근로자는 39.9시간이나 전체 인구 43.7시간에 비해 짧고, 정규직 장애근로자의 비중은 40.9%로서 정규직 전체근로자의 비중 67.7%에 비해 26.8%나 낮으며, 비정규직 장애근로자의 비중은 59.1%로서 정규직 장애근로자를 훨씬 앞서고 있는 실정이며, 시간제 근로비율 또한 전체 인구 임금근로자에 비해 2배 이상 높은 것으로 나타났다(구연진 외, 2016).

더욱이, 주요 취업직종별 장애근로자의 지난 1개월 평균 임금수준을 조사한 결과(구연진 외, 2016)를 살펴보면, 관리·전문직이 286.1만원, 사무직이 227.3만원, 기능·기계조작직이 202.6만원, 서비스·판매직이 144.8만원, 농림어업직이 115.9만원, 단순직이 101.3만원으로 취업직종들간에 큰 차이를 보이고 있으며, 특히 농림어업직과 단순직의 임금이 다른 취업직종들에 비해 확연히 취약했으며, 이러한 낮은 소득수준은 낮은 경제적 지위로 연결되며, 장애인의 취업직종별 상대적 빈곤여부에 상당한 영향을 미칠 것으로 예측된다.

또한 2016년 장애인고용패널조사(2차웨이브 1차조사)의 취업직종별(9가지 직종⁴⁾을 관련 직종에 따라 6가지로 통합) 추정 장애근로자 471,654명을 살펴보면 다음과 같다. ① 단순노무직 176,425명(37.4%), ② 기능·기계조작직 119,900명(25.4%), ③ 사무직 60,888명(12.9%), ④ 서비스·판매직 55,219명(11.7%), ⑤ 관리·전문직 54,788명(11.6%), ⑥ 농림어업직 2,237명(0.5%)의 순으로 나타났다(김호진 외, 2016), 즉, 취업 장애근로자의 직무가 단순노무직과 기능·기계조작직이 296,325명으로 전체 62.8%를 차지를 차지하고 있으며, 이는 특별한 기술 없이도 직무를 수행할 수 있는 직무특성을 나타내는 것으로 미리 작업환경 및 임금 등의 열악함을 예측할 수 있다.

이렇듯 전체 직종의 근로자와 취업직종별 장애근로자의 상황은 엄연히 상이(相異)하고, 또한 취업직종과 빈곤과는 매우 밀접한 상관관계가 있음⁵⁾에도 불구하고, 그동안 학계에서는 장애인 빈곤 및 전체 직종을 주제로 한 연구는 있으나(김종진, 2007; 강동욱, 2009; 김동화, 2011; 이선우, 2013; 심진예, 2015 등), 장애근로자의 취업직종별로 세분화하여 정교하게 실시한 상대적 빈곤관련 연구는 매우 미흡한 실정이다.

따라서 본 연구에서는 장애근로자의 취업직종 중, 다수가 집중적으로 근무하고 있으며, 상호 대조성을 가졌다고 판단되는 사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직의 4개 직종을 조사대상자 수 및 근로빈곤자 수 등을 다양하게 고려하여 선정하였다. 그러므로 장애근로자의 상대적 빈곤문제를 해결하기 위한 방편을 모색하기 위하여, 그 연구대상을 주요 취업직종별 장애근로자로 세분화한 연구는 매우 의의가 있으며, 시기 적절하다고 할 수 있겠다.

이에 본 연구에서는 기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인을 개인적 특성(인구사회학적, 장애)관련, 건강관련, 가족관련, 소득보장관련, 고용관련 변수를 중심으로 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤문제 해결을 위한 직업재활적 측면의 주요 개입방안을 모색하는데 그 연구목적이 있다.

Ⅱ. 선행연구 검토

1. 선행연구의 동향

국내 기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부와 관련된 선행연구가 매우 미흡한 가운데, 본 연구와 직접적인 관련이 있다고 판단되는 연구를 포함하여 분석한 결과, 빈곤관련 8편, 빈곤결정관련 7편, 빈곤이행관련 4편, 빈곤탈출관련 1편으로서 총 20편으로 파악되었다. 또한 빈곤결정관련 선행연구 20편⁶⁾을 종속변수별, 연구대상별(장애인, 장애인가구, 근로장애인, 장애유형별 근로자, 취업직종별 근로자)로 상세하게 구분하면 <표 1>과 같다. <표 1>의 분석결과, 그 연구대상을 취업직종별(사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직) 장애근로자로 한정하여 정교하게 실시한 연구는 단 1편도 없는 것으로 나타났다. 결과적으로 선행연구를 살펴본 결과, 현재 우리나라 기업체 장애근로자의 빈곤문제는 여러 가지 요인에 의해 매우 심각한 것으로 나타났으며, 이렇듯 상대적 빈곤문제 해결을 위한 구체적이고도 실증적인 연구는 매우 필요하고도 시급함을 시사하고 있다고 하겠다.

<표 1>

상대적 빈곤여부관련 선행연구 구분(단위 : 편, %)

2. 개인적 특성 요인과 상대적 빈곤여부

기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인은 개인적 특성에 따라서 차이가 있는 것으로 밝혀졌으며, 세부적인 요인은 다음과 같이 8가지로 제시할 수 있다.

첫째, 성별이다. 김종진(2007)은 여성이 더 빈곤 확률이 높다고 보고하였으며, 강승복(2005)은 저임금근로자의 특징을 분석한 결과, 여성이면서 일용직일수록 근로빈곤 확률이 높다고 보고하였다. 반면, 강동욱(2010)은 성별에 따른 빈곤의 차이가 크게 없는 것으로 보고하였다.

둘째, 연령이다. 동일한 직무내의 연령 증가는 경력을 증가시켜 일정수준의 임금을 상승시키는 효과가 있는 반면, 일정 연령을 넘어서는 경우 새로운 기술에의 적응 용이성과 변화 가능성 및 통제 가능성을 저하시키므로(유동철, 2000) 연령의 증가는 상대적으로 높은 임금, 양호한 노동조건, 고용의 안정성이 보장되는 질 좋은 일자리에 고용될 가능성을 낮추게 한다. 또한 최근에 이루어진 연구결과, 감각장애 근로자의 경우 연령이 적은 장애근로자일수록 많은 장애근로자에 비해 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다(이형렬, 2017), 대부분의 연구결과, 장애인은 연령이 높아질수록 취업의 기회가 적어지고 소득이 감소됨에 따라 빈곤할 가능성이 높은 것으로 나타났다(이선우, 2001; Burchardt, 2003). 이는 근로 연령대를 넘어선 계층은 소득의 원천이 되는 근로를 할 능력이 떨어지기 때문에 빈곤진입확률이 근로연령 계층보다 높고, 빈곤을 탈출할 확률은 상대적으로 낮아지기 때문으로 예측된다.

셋째, 결혼상태이다. 김종진(2007)의 연구결과, 결혼상태가 이혼·사별한 장애인의 경우, 미혼에 비해 빈곤에 처할 승산이 1.649배 높은 것으로 분석된 반면, 배우자가 있는 경우는 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 그리고 최근에 이루어진 연구결과, 신체외부장애 근로자의 경우 미혼(배우자 무)인 장애근로자가 기혼(배우자 유)의 장애근로자에 비해 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다(이형렬, 2017). 또한 김태완(2010)은 배우자가 있는 장애인에 비해 미혼이 오히려 소득상승률이 높다고 보고하였다. 즉, 소득을 혼자 사용하게 됨에 따라 소득상승이 이루어지지만, 결혼 이후 사별·이혼·별거 등의 사유가 발생할 경우 자녀문제, 경제활동 측면에서의 어려움으로 인해 배우자가 있는 경우보다 소득분위가 떨어질 가능성이 높은 것으로 나타났다. 반면, 비장애인을 대상으로 실시한 금재호(2006)의 연구에서는 기혼자가 미혼자에 비해 빈곤에 처할 위험이 더 낮은 것으로 나타났다.

넷째, 교육수준이다. Thomas 등(2010)은 많은 장애인들이 충분한 교육을 받지 못하여 직업을 갖지 못해 빈곤한 생활을 지속하고 있다고 주장하면서 더 나아가 빈곤이 그들의 장애를 더욱 악화시킨다고 주장하였다. 또한 김교성·최영(2006)은 빈곤층의 학력이 중졸 이하가 많은 것으로 조사되어 학력과 빈곤과의 상관관계를 밝히기도 했으며, 장애인의 경우는 교육수준이 낮기 때문에 근로장애인이라 하더라도 빈곤에 노출될 위험성이 큰 것으로 보고하였다(김동화, 2011).

다섯째, 거주지역이다. 김교성·최영(2006)의 연구결과, 근로자 거주지역의 경우 대도시 근로자가 중소도시 및 농어촌 거주 근로자보다 빈곤에 빠질 위험성이 약 9.5% 낮은 것으로 나타났다. 그리고 수도권에 거주하는 근로장애인일수록 비수도권에 비해 빈곤의 가능성이 더 낮게 나타난 것으로 보고하였다(김종진, 2007). 이는 취업기회와 생활수준의 차이로 인해 임금수준과 가구소득에서도 차이를 가져오는 것으로 예측된다.

여섯째, 자격증 보유여부이다. 김용탁·박단비(2013)는 고령장애인의 빈곤결정 요인을 실시한 연구결과, 전체 고령장애인(2,970명)과 고령화된 장애인(1,577명)에게는 자격증 유무가 빈곤결정에 유의미한 것으로 나타났으나, 고령으로 인해 장애를 갖게된 노인성 장애인의 빈곤결정에는 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 이는 고령화된 장애인의 경우, 자격증은 빈곤에서 탈피할 수 있는 중요한 요인이 된다는 것을 의미한다.

일곱째, 장애 정도이다. 노승현(2012)은 경증일수록 경제활동 참여율이 높다고 밝혔으며, 김종진(2007)의 연구결과에서도 장애 정도가 중증장애인이 경증장애인에 비해 빈곤에 처할 확률이 더 높은 것으로 분석되었다.

여덟째, 장애발생 시기이다. 장애발생 시기별 분석에서는 선천적 장애인이 후천적 장애인에 비해 빈곤에 처할 위험이 높은 것으로 나타났다(김종진, 2007). 이는 선천적 또는 어렸을 때 장애를 입은 경우, 교육을 받을 수 있는 기회 자체에 접근이 제한되게 되어 비장애인에 비하여 학력이 낮을 수밖에 없으므로 인적자본이 상대적으로 취약하게 되어 빈곤해질 가능성이 더 높다고 언급하였다(Gina, 2009).

3. 건강요인과 상대적 빈곤여부

기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 건강관련 요인을 3가지로 제시하면 다음과 같다.

첫째, 주관적 건강상태이다. 장애인의 건강상태 정도가 이들의 취업과 임금에 통계적으로 유의한 영향을 미치며(Baldwin & Johnson, 1993), 이는 장애정도가 심할수록 건강상태가 좋지 않을 가능성이 큰 것으로 추측할 수 있다. 그리고 최근에 이루어진 연구결과로서 전체, 감각장애 근로자의 경우, 건강상태로 인해 일에 지장을 받는 장애근로자일수록 지장을 받지 않는 경우에 비해 빈곤에 처할 확률이 높은 것으로 나타났다(이형렬, 2017).

둘째, 만성질병 여부이다. 다수의 국내외 연구결과에서 만성질환이 있는 경우가 없는 경우에 비해 빈곤율이 높았다고 보고되었다(이창호, 2005; 신현구, 2008; 이성용·방하남, 2009; Marnetoft et al., 2001; Millet & Sandberg, 2003).

셋째, 일상생활에서 타인 도움의 필요정도이다. 장애정도와 관련이 있는 도움 필요 정도 변수의 경우, 일상생활에서 도움을 필요로 하는 정도가 클수록, 외부활동 불편이 심할수록 장애인의 경제활동참가 가능성이 적어지는 것으로 나타났다(강동욱, 2004). 또한 노동연령기 성인의 장기간 빈곤과 장애와 관련된 연구결과, 활동에 제약이 없는 사람의 빈곤율은 6%인 반면, 활동에 제약이 있고 타인의 지원을 필요로 하는 사람의 빈곤율은 23%에 달하는 것으로 나타났다(She & Livemore, 2009).

4. 가족요인과 상대적 빈곤여부

기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 가족관련 요인을 2가지로 제시할 수 있다.

첫째, 가구원 수이다. 빈곤에 영향을 미치는 구체적인 요소 중 부양가족, 가구구성원 증가 등이 있으며, 부양가족과 가구구성원이 증가할수록 빈곤에 처하기 쉽다고 보고하였다(O'boyle, 1998; 최영준, 2002에서 재인용). 또한 국내의 많은 연구들에서 가구원수, 부양가족 유무를 빈곤결정요인으로 제시하였으며, 특히 가구원 수가 많을수록 빈곤층의 비율이 높은 것으로 분석하였다(이승신, 2003; 김안나, 2007; 김종진, 2007).

둘째, 자가소유 여부이다. 김용탁·박단비(2013)의 연구결과, 전체 고령장애인, 고령화된 장애인, 노인성 장애인 모두에서 자가를 소유한 경우 빈곤하지 않을 확률이 높게 나타났다. 또한 최근에 이루어진 연구결과로서, 연구대상 전체 장애근로자의 경우, 자가를 소유하지 않은 장애근로자일수록 자가를 소유한 장애근로자에 비해 빈곤에 처할 확률이 높은 것으로 나타났다(이형렬, 2017).

5. 소득보장요인과 상대적 빈곤여부

기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 소득보장관련 요인을 다음과 같이 2가지로 설명할 수 있다.

첫째, 사적이전소득이다. 사적 이전소득, 자산소득과 같은 비근로소득의 변화는 그 자체로 빈곤이행에 중요한 요인이 될 뿐만 아니라 가구원의 취업 여부와 취업자 수 및 근로소득에 영향을 미쳐 근로소득을 변화시키는 것으로 나타났다(Dickens & Ellwood, 2001; Mckerman & Ratcliffe, 2002).

둘째, 공적이전급여이다. 임수정·유완식(2011)의 연구결과, 사회보험급여가 한 단위 높아질수록 빈곤할 승산이 낮게 나타나, 장애인의 빈곤결정에 부(－)적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 공적이전급여가 증가할수록 빈곤할 가능성이 높아 정(＋)적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 수급자가 취업을 했을 때 빈곤할 가능성을 낮추는 효과를 실증적으로 검증하였다. 그리고 최근에 이루어진 연구결과로서, 공적이전급여가 적은 장애근로자가 많은 장애근로자에 비해(전체, 감각), 사회보험급여가 적은 장애근로자일수록 많은 장애근로자에 비해(전체, 신체외부, 감각) 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다(이형렬, 2017).

6. 고용요인과 상대적 빈곤여부

기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 고용관련 요인을 다음과 같이 8가지로 제시할 수 있다.

첫째, 산업유형이다. 금재호(2006)는 제조업을 기준으로 부동산, 임대 및 사업서비스업, 교육서비스업, 보건 및 사회복지사업, 기타 공공사회 및 개인 서비스업 등에 종사할 때 빈곤가구에 속할 위험성이 높은 것으로 보고하였다. 또한 제조업, 건설전기, 서비스, 운수통신, 금융보험 업종 모두 1차 산업에 비해 빈곤에 처할 위험이 높은 것으로 분석되었다(김교성·최영, 2006)

둘째, 종사상 지위이다. 상대적으로 안정적 일자리인 상용직 근로자가 비임금 근로자 및 임시일용직 근로자에 비해 빈곤탈출에 유리한 것으로 나타났다(심진예, 2015). 또한 노대명·최승아(2004)의 연구에서도 상용직에 비해 임시직, 일용직, 자영업자·무급종사자, 실업자·실망실업자⁷⁾의 빈곤위험이 상대적으로 높은 것으로 보고하였다. 그 외 다수의 근로빈곤에 관한 연구들은 일관되게 종사상 지위(근무 일자리의 질)가 근로빈곤을 결정하는 중요한 요인으로 보고하고 있다(김교성·반정호, 2004; 금재호, 2005; 홍경준, 2005; 김교성·최영, 2006).

셋째, 보상⁸⁾이다. 심진예(2015)의 연구결과에서와 같이 시간당 소득과 관련해 빈곤탈출 확률을 살펴보면, 저소득층은 30.3%, 중간소득층은 46.9%, 고소득층은 51.9%로 소득이 상승할수록 빈곤에서 벗어날 확률은 높아지는 것으로 나타났다. 그리고 최근에 이루어진 연구결과로서, 전체, 신체외부, 감각장애 근로자의 경우, 임금 등 보상이 적은 장애근로자가 많은 장애근로자에 비해 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다(이형렬, 2017).

넷째, 정규직 여부이다. 심진예(2015)의 연구결과, 근로시간과 관련하여 36시간 이상 근로하는 완전취업자가 불완전 취업자에 비해 빈곤탈출 확률은 22.5%가 높고 빈곤에 재진입할 확률은 4.1% 낮은 것으로 보고하였다. 즉, 주당 근로시간이 36시간 이상인 완전취업여부와 이에 따른 시간당 소득도 빈곤탈출에 매우 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

다섯째, 근무환경⁹⁾이다. 방하남·이상호(2007)가 고용의 질(근무환경 포함)에 관해 지표분석을 한 것을 중심(Jencks et al., 1998; Riter & Anker, 2002)으로 실시한 김동화(2011)의 연구결과, 근로여성장애인의 근로빈곤층 결정요인에는 영향을 미치지는 못하였으나, 선행된 연구가 없어 직접적인 비교가 불가능하였다.

여섯째, 고용안정성 만족도이다. 김동화(2011)의 연구결과, 고용안정성이 없다고 판단되는 경우가 고용안정성이 지속된다고 판단되는 경우에 비해 빈곤에 처할 승산이 102배정도 높은 것으로 분석되었다. 또한 김교성·반정호(2004)의 연구결과, 가구주가 안정된 고용상태를 유지할수록 빈곤탈피 가능성이 높으나, 불안정한 고용상태를 유지하는 빈곤가구주의 빈곤진입 가능성은 안정된 고용상태를 유지하는 빈곤가구주보다 보다 높게 나타났다.

일곱째, 발전가능성¹⁰⁾만족도이다. 근로여성장애인의 근로빈곤층 결정요인 연구결과, 발전가능성 분석에서는 업무능력 향상을 위한 기회에 대한 불만족이 높은 경우가 만족하는 경우보다 빈곤에 처할 승산이 12배정도 높은 것으로 나타났다(김동화, 2011).

여덟째, 의사소통·대인관계¹¹⁾만족도이다. 김동화(2011)의 연구결과, 근무하는 직장에서 노동조합과 같이 개인의 의사를 피력하거나 전달할 수 있는 통로가 존재하는 않는 것이 존재하는 것보다 빈곤에 처할 승산이 174배정도 높은 것으로 나타났다.

이상의 선행연구를 검토한 결과, 최근 국내에서 이루어진 선행연구들은 각기 개인적 특성(인구사회학적, 장애)관련, 건강관련, 가족관련, 소득보장관련, 고용관련 변수 등과 빈곤결정과의 인과관계를 규명하였다고 할 수 있다. 그러나 본 연구에서는 장애인의 취업직종이 상당히 제한적으로 이루어진다는 점을 기초하여 취업직종별(사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직) 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 어떠한 영향을 미치는 요인을 규명하며, 이를 바탕으로 실질적인 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤문제 해결을 위한 주요 개입방안을 제언하는 것이 선행연구들과의 차별성이라 하겠다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구분석모형 및 연구문제

선행연구 검토결과, 기업체 주요 취업직종별(사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직) 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 독립변수로서 개인적 특성(인구사회학, 장애정도)요인, 건강요인, 가족요인, 소득보장요인, 고용관련 요인의 5가지로 구성하였다. <그림 1>은 상대적 빈곤여부를 종속변수로 설정하여, 이에 영향을 미치는 요인들로 구성한 연구분석모형이다.

<그림 1>

연구분석모형

또한 연구분석모형에 따른 연구문제를 다음과 같이 설정하였다.

첫째, 기업체 취업 장애근로자의 개인적 특성(인구사회학, 장애정도)요인 및 취업직종별로 상대적 빈곤의 분포차이는 어떻게 나타나는가?

둘째, 기업체 취업직종별(사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직) 장애근로자의 개인적 특성, 건강, 가족, 소득보장, 고용관련 요인이 상대적 빈곤여부에 어떠한 영향을 미치는가?

2. 조사 자료

본 연구에서는 한국장애인고용공단에서 조사한 2016년 장애인고용패널조사(2차웨이브¹²⁾1차조사)의 원자료(raw data)를 활용하였다. 새롭게 구축되어 조사된 장애인고용패널 2차웨이브 1차년도 패널은 4,577명으로서 조사방법은 태블릿 PC를 이용한 대인면접조사(Tablet PC-Assisted Personal Interviewing: TAPI)를 기본으로 2016년 5월 23일부터 8월 26까지 진행되었다. 이 자료는 장애유형, 장애등급과 연령별로 지역별 특성을 반영하여 적절한 수의 표본이 추출될 수 있도록 집락(cluster) 및 층화추출의 이상추출법(two-phase sampling) 단계를 밟은 것으로서, 연령별로는 15~64세까지로 구성되었고, 지역별로는 3개 권역(수도권, 광역시권, 기타 시도) 및 16개 시도에 걸쳐 조사되었다.

본 연구에서는 전체 패널 4,577명 중, 현재 기업체에 취업한 임금근로자(사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직) 1,453명만을 최종 분석자료로 활용하였다. 그러므로 본 연구의 조사대상은 전국의 취업 장애근로자를 전수 조사하다시피 한 자료로서 특히, 연구가 전반적으로 이루어지지 않았던 취업직종별 상대적 빈곤여부와 관련된 조사대상은 그 대표성이 있다고 하겠다.

3. 변수의 조작화

본 연구에서는 기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위해 종속변수인 근로빈곤은 현재 임금근로자의 특성을 고려하여, 중위소득의 50%를 빈곤 기준¹³⁾ 으로 설정하고자 한다. 즉, 본 연구에서의 상대적 빈곤여부는 ‘장애인 임금근로자 가구의 경상소득이 중위소득 50%이하의 가구에 속한 대상자’로 빈곤가구 균등화지수방식에 따라 균등화한 소득의 중위소득 50%를 빈곤선으로 활용하여, 빈곤/비빈곤으로 조작화하여 측정하였다. 한편, 빈곤여부에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위해 설정된 독립변수들은 크게 개인적 특성, 건강, 가족, 소득보장, 고용관련 요인의 5가지 변수로 구분하였으며, 이에 대한 조작화 과정은 <표 2>에 제시하였다.

<표 2>

분석에 사용된 변수의 조작화

4. 자료처리

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS 23.0을 이용하여 통계처리 하였으며, 구체적인 자료의 분석방법은 다음과 같다.

첫째, 조사대상자의 개인적 특성(인구사회학, 장애)과 경향을 파악하기 위해 빈도분석과 기술분석을 실시하였다.

둘째, 개인적 특성 및 취업직종별 근로빈곤의 분포에 차이가 있는지를 살펴보기 위해서 교차분석(x²test)을 실시하였다.

셋째, 취업직종별(사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직) 장애 임금근로자의 근로빈곤에 영향을 미치는 요인을 구체적으로 파악하기 위해서 개인적 특성(인구사회학, 장애), 건강, 가족, 소득보장, 고용관련 요인을 이용하여 로지스틱 회귀분석(Logistic Regression Analysis)을 실시하였다.

본 연구에서 실시한 로지스틱 회귀분석은 독립변수의 효과를 분석하기 위해 사건이 발생할 확률을 종속변수 값을 0과 1로 나타내어 예측하는 방법으로, 비선형관계의 로지스틱 함수를 이용하여 회귀모형을 나타내는데 이를 식으로 제시하면 다음과 같다.

E Y ∣ X = p X = exp ⁡ b 0 + ∑ b j X j 1 + e x p ⁡ b 0 + ∑ b j X j

여기서 E(Y/X)는 독립변수 X가 특정 값을 취할 때 Y의 예측값을 말하며, Y가 이분형 변수로서 확률의 개념을 가지므로 E(Y/X) = p(X)로 표시할 수 있으며, b_j는 각 독립변수에 대한 회귀계수를 의미한다. 이는 로지스틱 함수가 비선형이기 때문에 선형화를 위해 로짓변환(Logit transformation)을 사용하여 다음과 같이 제시할 수 있다.

l n ⁡ p 1 - p = b 0 + ∑ b j X j

Ⅳ. 연구결과

1. 조사대상자의 개인적 특성

본 연구에서의 전체 대상자인 기업체에 취업한 장애근로자 1,453명의 개인적 특성(인구사회학적, 장애관련)은 <표 3>과 같다.

<표 3>

조사대상자의 개인적 특성(단위 : 명, %)

먼저, 인구사회학적 특성으로 성별을 살펴보면, 남성이 1,117명(76.9%), 여성이 336명(23.1%)으로 남성의 비율이 더 높게 나타났다. 연령은 39세 이하는 646명(44.5%), 40대는 463명(31.9%), 50대는 243명(16.7%), 60세 이상이 101명(7.0%)의 순으로 분포되었으며, 전체 연령의 평균은 41.7세로 나타났다. 학력의 경우, 고졸이 746명(51.3%), 대졸 이상이 448명(30.8%), 중졸이 149명(10.3%), 초졸이 87명(6.0%), 무학이 23명(1.6%)의 순으로 나타났다. 결혼상태는 유배우자가 788명(54.2%), 무배우자가 665명(45.8%)으로 나타났다. 거주지역을 살펴보면, 수도권 거주자가 749명(51.5%)로 가장 많았으며, 기타시도 거주자 419명(28.8%), 광역시권 거주자 285명(19.6%)의 순으로 나타났다. 그리고 자격증 보유여부를 보면, 미보유자가 904명(62.2%), 보유자가 549명(37.8%)으로 나타났다. 장애유형별로는 신체외부장애가 399명(61.9%)으로 가장 많았으며, 감각장애가 356명(24.5%), 정신적장애가 116명(8.0%), 신체내부장애가82명(5.6%)의 순으로 나타났다. 또한 경증장애인이 1,167명(80.3%), 중중장애인은 286명(19.7%)이었으며, 장애 발생시기는 후천적이 1,255명(86.4%), 선천적 또는 출생시 발생이 198명(13.6%)으로 나타났다.

2. 개인적 특성별 상대적 빈곤의 분포차이

기업체에 취업한 장애근로자의 개인적 특성별 상대적 빈곤의 분포차이를 살펴보기 위해 교차분석을 실시한 결과는 <표 4>와 같다. 연구대상자 1,453명 가운데 근로비빈곤자는 82.5%(1,199명)이며, 근로빈곤자는 17.5%(254명)인 것으로 나타났다. 성별, 결혼상태, 학력, 자격증 보유여부, 장애정도에 따른 상대적 빈곤 분포가 통계적으로 유의미한 차이를 보이고 있었다. 먼저, 성별에 따른 상대적 빈곤여부를 살펴보면, 여성이 근로빈곤자 가운데 38.6%(남성 61.4%)로, 근로비빈곤자의 19.8%(남성 80.2%)에 비해 상대적으로 높은 비율로 나타났는데, 이는 남성에 비해 여성이 근로빈곤에 취약계층인 것으로 해석할 수 있다. 그리고 결혼상태에 따른 상대적 빈곤의 본포로는, 무배우자가 근로빈곤자 가운데 59.4%로 근로비빈곤자의 42.9% 분포대비 높게 나타나, 유배우자에 비해 근로빈곤에 취약한 것으로 해석할 수 있다. 학력별로 상대적 빈곤의 분포차이를 살펴보면, 대졸 이상자만 비빈곤자의 분포(33.3%) 대비 빈곤자의 비율이 감소(19.3%)하였고, 고졸이하는 모두 비빈곤자의 분포 비율보다 빈곤자의 분포비율이 높게 나타나, 고졸이하의 학력자가 상대적으로 근로빈곤에 취약한 것으로 볼 수 있다. 이와 마찬가지로, 자격증 미보유자(비빈곤자 중 69.5% 대비, 빈곤자중 70.5%로 1%상승)와 중증장애인(비빈곤자중 18.4% 대비, 빈곤자중 25.6%로 7.2%상승)이 자격증 보유자와 경증장애인과 비교하여 상대적으로 근로빈곤에 취약한 것으로 분석되었다.

<표 4>

개인적 특성에 따른 상대적 빈곤의 분포차이(단위 : 명, %)

한편, 취업직종별 근로빈곤의 분포차이는 <표 5>에 제시한 바와 같다. 사무직과 생산직의 근로비빈곤자 비율(23,6%, 31.2%)보다 근로빈곤자의 비율(14.6%, 16.9%)이 상대적으로 낮아진데 반해, 서비스·판매직과 단순노무직은 각각 15.2%에서 19.3%, 30.0%에서 49.2%로 비빈곤 내의 비율보다 빈곤 내의 비율이 높아졌다. 따라서 서비스·판매직과 단순노무직이 근로빈곤에 취약계층인 것으로 해석할 수 있는데, 특히 단순노무직이 가장 취약하다고 할 수 있으며, 이러한 취업직종별 근로빈곤의 분포차이는 통계적으로 유의미하였다.

<표 5>

취업직종별 상대적 빈곤여부의 차이(단위 : 명, %)

3. 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인

1) 전체 연구대상 장애인근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인

취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인을 분석하기 전에, 전체 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 변수들 간의 종합적인 영향력을 살펴보기 위하여 실시한 로지스틱 회귀분석(Logistic Regression Analysis) 결과는 <표 6>과 같다.

<표 6>

전체 연구대상 장애근로자의 상대적 빈곤여부를 종속변수로 한 로지스틱 회귀분석(n=1,453)

모형Ⅰ은 개인적특성 요인(인구사회학, 장애관련)만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도¹⁴⁾는 상수항으로만 구성된 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=84.954, p<.001, -2 Log 우도=1261.782), 9.4%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 개인적 특성요인 중 성별의 경우, 로지스틱 회귀계수값(B)이 -.757(p<.001)로 부(-)적으로 유의미하였다. 즉, 여성이 남성에 비해 근로빈곤에 처할 가능성이 높다는 것을 의미한다. 또한 결혼상태도 -.634(p<.001)로 부(-)적으로 유의미하였다. 이는 무배우자가 유배우자에 비해 상대적 빈곤에 처할 확률이 높다는 것을 의미한다. 그리고 교육수준의 로지스틱 회귀계수값(B)도 –.106(p<.001)으로 부(-)적으로 유의미하게 나타나, 교육수준이 낮을수록 상대적 빈곤층에 속할 가능성이 높은 것으로 예측되었다.

모형Ⅱ는 건강 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=41.058, p<.001, -2 Log 우도=1305.678), 4.7%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 건강상태의 로지스틱 회귀계수값(B)이 –.684(p<.001)로 부(-)적으로 유의미하게 나타났는데, 이는 건강이 좋지 않은 장애근로자일수록 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것을 의미한다.

모형Ⅲ은 가족 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=18.181, p<.001, -2 Log 우도=1328.554), 2.1%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 자가소유여부의 로지스틱 회귀계수값(B)이 -.515(p<.001)로 부(-)적으로 유의미하게 나타났는데, 이는 주택을 소유하지 않는 장애근로자가 자가를 소유한 장애근로자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높다는 것을 의미한다.

모형Ⅳ는 소득보장 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=17.420, p<.001, -2 Log 우도=1329.316), 2.0%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 사적이전소득이 적을수록(B=-.090, p<.01), 공적이전소득이 많을수록(B=.095, p<.01) 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다.

모형Ⅴ는 고용관련 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=496.403, p<.001, -2 Log 우도=850.333), 47.94%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 산업유형(B=-.424, p<.1)과 보상(B=-.002, p<.001)이 통계적으로 부(-)적인 유의미성을 나타냈다. 이는 비제조업에 근무하는 장애근로자가 제조업 근로자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것을 의미하며, 보상(전년도 총임금소득)이 적을수록 상대적 빈곤에 처할 가능성이 높아지는 것으로 해석할 수 있다.

모형Ⅵ는 조사대상 전체 장애근로자(1,453명)의 근로빈곤에 영향을 미치는 결정적 요인을 파악하기 위해 전체 변수를 동시에 투입하여 분석한 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=552.622, p<.001, -2 Log 우도=794.113), 설명력은 52.4%인 것으로 나타났다. 이 회귀모형을 식¹⁵⁾으로 제시하면 다음과 같다.

Y^근 로 빈 곤 집 단 에 속 할 확 률 = b 0 = 성 별 b 1 + 연 령 b 2 + 결 혼 상 태 b 3 + 교 육 수 준 b 4 + 거 주 지 b 5 + 자 격 증 보 유 b 6 + 장 애 정 도 b 7 + 장 애 발 생 시 기 b 8 + 건 강 상 태 b 9 + 만 성 질 병 b 10 + 일 상 생 활 타 인 도 움 정 도 b 11 + 가 구 원 수 b 12 + 자 가 소 유 b 13 + 사 적 이 전 소 득 b 14 + 공 적 이 전 소 득 b 15 + 산 업 유 형 b 16 + 종 사 상 지 위 b 17 + 보 상 b 18 + 정 규 직 b 19 + 근 무 환 경 b 20 + 고 용 안 전 성 b 21 + 발 전 가 능 성 b 22 + 결 의 사 소 통 ⋅ 인 간 관 계 b 23

분석결과, 개인적 특성 요인 중에서는 자격증 보유여부(B= -.370, p<.1)와 장애정도(B=-.477, p<.05)가 부(-)적으로 유의미하게 나타났다. 즉, 자격증을 미보유한, 장애정도가 경증인 경우에 자격증 보유자와 중증장애인 보다 상대적 빈곤층에 속할 가능성이 높다는 것을 의미한다. 다음으로 건강 요인을 살펴보면, 건강상태의 로지스틱 회귀계수값(B)이 -.446(p<.05)으로 나타나, 건강상태가 좋지 않을수록 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높다는 것(모형Ⅱ와 일치)으로 해석할 수 있다. 가족 요인 중 자가 소유여부의 로지스틱 회귀계수값(B)이 -.459(p<.05)로, 주택 미소유 장애근로자가 소유 장애근로자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높게(모형Ⅲ과 일치) 나타났다. 또한 소득보장 요인을 살펴보면, 사적이전소득이 적을수록(B=-.167, p<.001)(모형Ⅳ와 일치), 공적이전소득이 적을수록(B=-.070, p<.1)(모형Ⅳ와 일치) 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다. 마지막으로 고용관련 변인 중에서는 산업유형(B=-.462, p<.1)(모형Ⅴ와 일치)과 보상(B=-.002, p<.001)(모형Ⅴ와 일치)이 부(-)적으로 유의미하게 나타나, 비제조업에 근무하는 장애근로자가 제조업근무 장애근로자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 가능성이 높았다. 그리고 보상이 적을수록 상대적 빈곤층에 처할 확률이 높은 것으로 예측되었다.

2) 사무직 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인

먼저, 사무직 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미칠 것으로 예측되는 독립요인들을 투입한 분석 결과는 다음과 같으며, <표 7>에 제시하였다.

<표 7>

사무직 장애근로자의 상대적 빈곤여부를 종속변수로 한 로지스틱 회귀분석(n=320)

모형Ⅰ은 개인적특성 요인(인구사회학, 장애관련)만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서 모형적합도는 상수항으로만 구성된 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=23.291, p<.01, -2 Log 우도=205.904), 13.7%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 개인적 특성요인 중 결혼상태의 경우, 로지스틱 회귀계수값(B)이 -1.299(p<.01)로 부적으로 유의미하였다. 이는 무배우자가 유배우자에 비해 상대적 빈곤에 처할 확률이 높다는 것을 의미한다. 그리고 교육수준의 로지스틱 회귀계수값(B)도 –.200(p<.05)으로 부(-)적으로 유의미하게 나타나, 교육수준이 낮을수록 상대적 빈곤층에 처할 가능성이 높은 것으로 예측되었다.

모형Ⅱ는 건강 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=10.486, p<.05, -2 Log 우도=218.708), 6.3%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 일상생활 타인도움 필요 정도의 로지스틱 회귀계수값(B)이 .585(p<.01)로 정(+)적으로 유의미하게 나타났다. 이는 타인도움의 필요정도가 높아질수록 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것을 의미한다.

모형Ⅲ은 가족 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=6.332, p<.05, -2 Log 우도=222.863), 3.8%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 자가소유여부의 로지스틱 회귀계수값(B)이 -.788(p<.05)로 부(-)적으로 유의미하게 나타났는데, 이는 주택을 소유하지 않는 장애근로자가 주택을 소유한 장애근로자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높다는 것을 의미한다. 모형Ⅳ는 소득보장 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=4.867, p<.1, -2 Log 우도=224.328), 3.0%의 설명력을 갖는 것으로 나타났으나, 소득보장 요인의 모든 변수들이 통계적으로 유의미하지는 않았다.

모형Ⅴ는 고용관련 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=129.179, p<.001, -2 Log 우도=100.016), 64.9%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 보상(B=-.003, p<.001)이 통계적으로 부(-)적인 유의미성을 나타냈다. 이는 보상(전년도 총임금소득)이 적을수록 상대적 빈곤에 처할 가능성이 높아지는 것으로 해석할 수 있다.

모형Ⅵ는 사무직 취업 장애근로자(320명)의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 결정적 요인을 파악하기 위해 전체 변수를 동시에 투입한 로지스틱 회귀분석 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=165.687, p<.001, -2 Log 우도=63.507), 설명력은 79.0%인 것으로 나타났다. 분석결과, 개인적특성 요인 중에서는 성별(B=2.480, p<.01)과 연령(B=.176, p<.01), 결혼상태(B=-3.309, p<.01)가 유의미한 영향요인으로 나타났다. 즉, 남성이 여성에 비해, 무배우자가 유배우자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 가능성이 높으며, 연령이 증가할수록 상대적 빈곤층에 처할 확률이 높다는 것을 의미한다. 건강요인과 가족요인의 변수들은 통계적으로 유의미한 결과를 나타내지는 않았다. 한편, 소득보장 요인을 살펴보면, 사적이전소득이 적을수록(B=-.301, p<.05) 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것(표6의 전체 장애와 일관된 패턴)으로 나타났다. 마지막으로 고용관련 변인 중에서는 보상(B=-.005, p<.001)만이 부(-)적으로 유의미하게 나타나, 보상이 적을수록 상대적 빈곤층에 처할 확률이 높은 것(표6의 전체 장애와 일관된 패턴)으로 예측되었다.

3) 서비스·판매직 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인

다음은 서비스·판매직 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미칠 것으로 예측되는 독립요인들을 투입한 분석 결과표는 <표 8>과 같다. 모형Ⅰ의 개인적특성 요인, 모형Ⅲ의 가족 요인과, 모형Ⅳ의 소득보장 요인의 투입 분석결과는 모형적합도가 통계적으로 유의미하지 않았다.

<표 8>

서비스·판매직 장애근로자의 상대적 빈곤여부를 종속변수로 한 로지스틱 회귀분석(n=231)

모형Ⅱ는 건강 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=17.800, p<.001, -2 Log 우도=220.940), 11.5%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 건강상태(B=-.724, p<.05)는 부(-)적으로 유의미하게 나타났으며, 일상생활 타인도움 필요정도(B=.464(p<.05)는 정(+)적으로 유의미하게 나타났다. 이는 건강상태가 안 좋을수록, 타인도움의 필요정도가 높아질수록 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것을 의미한다.

모형Ⅴ는 고용관련 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=91.274, p<.001, -2 Log 우도=147.466), 50.79%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 보상(B=-.002, p<.001)만이 통계적으로 부(-)적인 유의미성을 나타냈다. 이는 보상(전년도 총임금소득)이 적을수록 상대적 빈곤에 처할 가능성이 높아지는 것으로 해석할 수 있다.

모형Ⅵ는 서비스·판매직 취업 장애근로자(231명)의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 결정적 요인을 파악하기 위해 전체 변수를 동시에 투입한 로지스틱 회귀분석 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=109.362, p<.001, -2 Log 우도=129.378), 설명력은 58.5%인 것으로 나타났다. 분석결과, 개인적 특성 요인 중에서는 성별(B=.907, p<.1)이 유의미한 영향요인으로 나타났다. 즉, 남성이 여성에 비해 상대적 빈곤층에 속할 가능성이 높았다(표7의 사무직 장애근로자와 일관된 패턴), 건강요인과 가족요인의 변수들은 통계적으로 유의미한 결과를 나타내지는 않았다. 한편, 소득보장 요인을 살펴보면, 사적이전소득이 적을수록(B=-.220, p<.05)(표6의 전체 장애와 일관된 패턴), 공적이전소득이 적을수록(B=-.182, p<.01)(표6의 전체 장애와 일관된 패턴) 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다. 마지막으로 고용관련 변인 중에서는 보상(B=-.002, p<.001)만이 부(-)적으로 유의미하게 나타나, 보상이 적을수록 상대적 빈곤층에 처할 확률이 높은 것(표6의 전체, 표7의 사무직과 일관된 패턴)으로 예측되었다.

4) 생산직 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인

그리고 생산직 취업근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미칠 것으로 예측되는 독립요인들을 투입한 분석 결과표는 <표 9>에 제시하였다.

<표 9>

생산직 장애근로자의 상대적 빈곤여부를 종속변수로 한 로지스틱 회귀분석(n=417)

모형Ⅰ의 개인적 특성 요인, 모형Ⅲ의 가족 요인과, 모형Ⅳ의 소득보장 요인의 투입 분석결과는 모형적합도가 통계적으로 유의미하지 않았다.

모형Ⅱ는 건강 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=13.359, p<.01, -2 Log 우도=263.429), 6.5%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 건강상태(B=-1.162, p<.001)가 부(-)적으로 유의미하게 나타났는데, 이는 건강상태가 안 좋을수록 상대적 빈곤층에 처할 가능성이 높다는 것을 의미한다.

모형Ⅴ는 고용관련 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=130.449, p<.001, -2 Log 우도=146.339), 55.4%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 보상(B=-.002, p<.001)만이 통계적으로 부(-)적인 유의미성을 나타냈다. 이는 보상(전년도 총임금소득)이 적을수록 상대적 빈곤에 처할 가능성이 높아지는 것으로 해석할 수 있다.

모형Ⅵ는 생산직 취업 장애근로자(417명)의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 결정적 요인을 파악하기 위해 전체 변수를 동시에 투입한 로지스틱 회귀분석 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=153.613, p<.001, -2 Log 우도=123.175), 설명력은 83.5%인 것으로 나타났다. 분석결과, 개인적 특성 요인 중에서는 거주지(B=-1.057, p<.1)와 자격증 보유여부(B= -1.981, p<.01)가 부(-)적으로 유의미한 영향요인으로 나타났다. 이는 중소도시에 거주하는 근로자가 대도시에 거주하는 근로자에 비해, 자격증 미보유자가 보유자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 가능성이 높다는 것(표6의 전체 장애와 일관된 패턴)을 의미한다. 건강요인과 가족요인, 소득보장의 변수들은 통계적으로 유의미한 결과를 나타내지는 않았다. 한편, 고용관련 변인 중에서는 산업유형(B=-1.156, p<.1)과 보상(-.003, p<.001)이 부(-)적으로 유의미하게 나타났다. 즉, 비제조업에 근무하는 근로자가 제조업 근무자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 가능성이 높으며(표6의 전체 장애와 일관된 패턴), 보상이 적을수록 상대적 빈곤층에 처할 확률이 높은 것(표6의 전체, 표7의 사무직, 표8의 서비스·판매직과 일관된 패턴)으로 예측되었다.

5) 단순노무직 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인

마지막으로 단순노무직 취업근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미칠 것으로 예측되는 독립요인들을 투입한 분석 결과표는 <표 10>에 제시하였다.

<표 10>

단순노무직 장애근로자의 상대적 빈곤여부를 종속변수로 한 로지스틱 회귀분석(n=485)

모형Ⅰ은 개인적 특성 요인(인구사회학, 장애관련)만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서 모형적합도는 상수항으로만 구성된 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=26.239, p<.01, -2 Log 우도=527.312), 7.7%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 개인적 특성요인 중 성별의 경우 회귀계수값(B)이 –.862(p<.001)로 부(-)적으로 유의미하였다. 즉, 여성 단순노무직 근로자가 남성 단순노무직 근로자에 비해 상대적 빈곤에 속할 가능성이 높았다. 또한 결혼상태의 경우, 로지스틱 회귀계수값(B)이 –.461(p<.1)로 부(-)적으로 유의미하였다. 이는 무배우자가 유배우자에 비해 상대적 빈곤에 처할 확률이 높다는 것을 의미한다.

모형Ⅱ는 건강 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=9.057, p<.1, -2 Log 우도=544.494), 2.7%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 건강상태(B=-.545, p<.01)가 부(-)적으로 유의미하게 나타났는데, 이는 건강상태가 안좋을수록 상대적 빈곤층에 처할 가능성이 높다는 것을 의미한다.

모형Ⅲ은 가족 요인만을 투입한 결과이나 모형적합도가 통계적으로 유의미하지 않게 나타났다.

모형Ⅳ는 소득보장 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=6.122, p<.1, -2 Log 우도=547.429), 1.8%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 사적이전소득이 적을수록(B=-.101, p<.05), 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다.

모형Ⅴ는 고용관련 요인만을 투입한 로지스틱 회귀방정식 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=128.135, p<.001, -2 Log 우도=425.416), 34.1%의 설명력을 갖는 것으로 나타났다. 분석결과, 산업유형(B=-.735, p<.05)과 보상(B=-.002, p<.001)이 통계적으로 부(-)적인 유의미성을 나타냈다. 이는 비제조업 근로자가 제조업 근로자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 가능성이 높으며, 보상(전년도 총임금소득)이 적을수록 상대적 빈곤층에 처할 확률이 높아지는 것으로 해석할 수 있다.

모형Ⅵ는 단순노무직 취업 장애근로자(485명)의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 결정적 요인을 파악하기 위해 전체 변수를 동시에 투입한 로지스틱 회귀분석 결과로서, 모형적합도는 기저모형에 비해 유의하게 높았고(χ²=155.347, p<.001, -2 Log 우도=398.204), 설명력은 40.3%인 것으로 나타났다. 분석결과, 개인적 특성 요인과 가족요인의 변수들은 통계적으로 유의미한 결과를 나타내지 않았다. 한편, 건강요인을 살펴보면, 건강상태(B=-.519, p<.05)는 부(-)적으로 유의미하게 나타났는데, 이는 건강상태가 안 좋을수록 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높다(표6의 전체 장애와 일관된 패턴)는 것을 의미한다. 그리고 소득보장 요인을 살펴보면, 사적이전소득이 적을수록(B=-.162, p<.01) 상대적 빈곤층에 처할 가능성이 높은 것(표6의 전체, 표7의 사무직, 표8의 서비스·판매직과 일관된 패턴)으로 나타났다. 마지막으로 고용관련 변인 중에서는 산업유형(B=-.762, p<.05)과 보상(-.002, p<.001)이 부(-)적으로 유의미하게 나타났다. 즉, 비제조업에 근무하는 근로자가 제조업 근무자에 비해 상대적 빈곤층에 속할 가능성이 높으며(표6의 전체, 표9의 생산직과 일관된 패턴), 보상이 적을수록 상대적 빈곤층에 처할 확률이 높은 것(표6의 전체, 표7의 사무직, 표8의 서비스·판매직, 표9의 생산직의 전 직종과 일관된 패턴)으로 예측되었다.

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구결과, 기업체 취업 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인으로 개인적 특성(인구사회학적, 장애)관련, 건강관련, 가족관련, 소득보장관련, 고용관련 변수는 주요 취업직종별로 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 각기 중요한 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다.

이상의 연구결과에서 발견된 주요 사항을 토대로 하여 독립변수를 중심으로 논의점¹⁶⁾을 크게 6가지로 제시하면 다음과 같다.

첫째, 연구대상 관련 논의사항으로서, 특이한 논의점 및 함의점을 살펴보면 2가지로 제시할 수 있다. ① 연구자가 최초에 시도하려던 주제는 취업을 했음에도 불구하고 지속적으로 빈곤한 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인으로서 특히, 장애인의 소분류별 취업직종(9개: 관리직, 전문직, 사무직, 서비스직, 판매직, 농림어업직, 기능원, 장치·기계조작·조립직, 단순직) 중 가장 상호 대조성을 가졌다고 판단될 수 있는 직종을 선정하려 하였으나, 관리직 65명, 농림어업직 6명 등 조사대상자 수의 절대적 부족한 상황이 발생하게 되었다. 이에 따라 원활한 연구진행을 위하여 관련 직종별로 통합하여 관리·전문직, 사무직, 서비스·판매직, 농림어업직, 생산직(기능직, 장치·기계조작·조립직), 단순노무직의 6가지 직종으로 압축하게 되었다. ② 그럼에도 불구하고 농림어업직은 연구대상이 6명(근로비빈곤 5명, 근로빈곤 1명) 밖에 되지 않아 연구대상에서 제외할 수밖에 없었다. 또한 관리·전문직의 경우 전체 임금근로자의 가구총소득의 평균금액은 3,718만원이며, 가장 높은 직종은 관리·전문직(4,893만원)이고, 가장 낮은 단순노무직(2,843만원)으로서 관리·전문직 소득¹⁷⁾(상대적 고소득)의 영향으로 인해 상대적 빈곤선이 상승되며, 연구대상 수를 감소시키는 결과를 초래하여 제외하게 되었다. 결과적으로 본 연구에서는 사례 수의 부족 및 고소득 등으로 취업직종을 사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직의 4가지 직종으로 분석을 시도하였으며, 이러한 난해한 조건하에서도 연구를 진행하였다는 측면에서는 매우 의의가 있었다고 판단된다.

둘째, 주요 취업직종별 장애근로자의 개인적 특성(인구사회학적, 장애)관련 변수의 경우 대체적으로 선행연구결과와 부분적으로 일치하는 것으로 나타났으며, 특이한 논의점 및 함의점을 살펴보면 6가지로 제시할 수 있다. ① 사무직, 서비스·판매직 장애근로자는 남성일수록 여성보다 상대적 빈곤에 처할 가능성이 높은 것으로 나타났으며, 이는 취업직종별 특성이 가장 잘 나타난 특이한 결과라고 할 수 있다. 이러한 결과는 여성일수록 빈곤 확률이 높다고 보고한 선행연구결과(강승복, 2005; 김종진, 2007)와 일치하지 않는 결과이나, 이는 여성들이 다수 고용되어 있는 직종에서 남성 장애근로자의 승진 및 저임금 문제 등이 강하게 영향을 미치는 것으로 예측된다. ② 사무직 장애근로자의 연령이 증가할수록 상대적 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 연령의 증가에 따라 빈곤할 가능성을 높인다는 많은 선행연구결과(유동철, 2000; 이선우, 2001; Burchardt, 2003)와 일치하는 결과이나, 최근에 연구되어진 감각장애 근로자의 경우, 연령이 적은 장애인일수록 많은 장애인보다 빈곤에 속할 확률이 높다는 선행연구결과(이형렬, 2017)¹⁸⁾와는 일치하지 않는 결과이다. 결과적으로 중년 이후의 장애근로자에게는 빈곤하지 않을 수 있도록 정부의 정책적 고용방안이 세부적으로 준비되어야 할 것이라 사료된다. ③ 사무직 장애근로자는 무배우자(미혼)일수록 유배우자(기혼)보다 상대적 빈곤에 처할 가능성이 높은 것으로 나타나, 미혼일수록 기혼보다 빈곤에 속할 확률이 높다는 선행연구결과(금태호, 2006; 이형렬, 2017)와 일치하는 것으로 나타났다. 단, 결혼상태가 이혼·사별·별거한 경우에는 미혼에 비해 빈곤에 처할 위험이 높다는 선행연구결과(김종진, 2007; 김태완, 2010)와는 구체적으로 비교하기가 모호하다. 이러한 결과는 단순하게는 해석하지 못할 내용으로서 사무직 미혼 장애근로자에 대한 근로정책 및 방안 등이 마련되어야 할 것이며, 후속연구에서도 이에 대한 심층적인 원인분석 등이 이루어져야 할 것이라 사료된다. ④ 생산직 장애근로자는 중소도시 및 농어촌 거주자일수록 수도권 및 대도시 거주자보다 상대적 빈곤에 속할 확률이 높다는 선행연구결과(김교성·최영, 2006; 김종진, 2007)과 일치하는 것으로 나타났다. 이는 취업기회와 생활수준의 차이로 인한 임금수준과 가구소득에서도 차이가 나타나는 것으로 예측된다. ⑤ 전체, 생산직 장애근로자는 자격증 미보유자일수록 보유자보다 빈곤에 처할 확률이 높은 것으로 나타나, 고령화된 장애인의 경우 자격증은 빈곤에서 탈피할 수 있는 중요한 요인이라는 선행연구결과(김용탁·박단비, 2013)와 일치하는 것으로 나타났다. 즉, 생산직 근로 장애인에게는 취업직종 업무와 연관이 될 수 있는 자격증 취득문제는 급여 및 수당 등과 직결되는 사항이므로 직업훈련을 통한 자격증 취득 등에 관심을 적극적으로 가져야 할 것으로 판단된다. ⑥ 전체 장애근로자는 경증일수록 경제활동 참가율이 높으며,중증장애인이 빈곤에 처할 확률이 높다고 보고한 김종진(2007), 노승현(2012)의 선행연구결과와는 일치하지 않는 것으로 나타났다. 이에 대해 추론을 해 보면, 사회보험급여를 비롯한 공적이전소득이 낮은 장애유형일수록 빈곤에 처할 가능성이 높다는 임수·유완식(2011), 이형렬(2017)의 연구결과에서 찾을 수 있는데, 이는 공적이전소득의 영향력으로 인해 장애정도의 영향력이 상쇄되어 나타난 결과로 예측된다. 즉, 경증장애인의 경우 공적이전소득을 중증장애인에 비해 적게 지원 받을 확률이 높으므로 상대적 빈곤에 처할 확률이 높은 것으로 해석할 수 있다.

셋째, 건강관련 변수 중에서 건강상태의 경우, 전체 및 단순노무직 장애근로자는 건강상태가 좋지 않을수록 좋은 장애근로자보다 상대적 빈곤에 처할 확률이 높은 것으로 나타나, 장애인의 건강상태 정도가 빈곤에 영향을 미친다는 선행연구결과(이형렬, 2017; Baldwin & Johnson, 1993)와 일치하는 것으로 나타났다. 즉, 건강상태는 특히 전체 장애근로자 및 노동력을 많이 필요로 하는 단순노무직 장애근로자에게 큰 영향을 미친다는 것으로 해석할 수 있겠다.

넷째, 가족관련 변수 중에서 전체 장애근로자의 경우 자가 미소유자일수록 소유자보다 상대적 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타나, 연구대상이 전체 고령장애인, 고령화된 장애인, 노인성 장애인과 취업된 전체 장애근로자의 경우 자가 미소유 장애일수록 빈곤에 처할 확률이 높다는 선행연구결과(김용탁·박단비, 2013; 이형렬, 2017)와 일치하는 것으로 나타났으며, 취업 빈곤 장애근로자에 대한 주택정책 마련이 요구된다고 하겠다.

다섯째, 소득보장관련 변수의 경우, 선행연구결과와 일치하는 것으로 나타났으며, 특이한 논의점 및 함의점을 살펴보면 2가지로 제시할 수 있다. ① 전체, 사무직, 서비스·판매직, 단순노무직의 경우, 사적이전소득과 같은 비근로소득은 가구원의 취업여부와 취업자 수, 근로소득에 영향을 미쳐 근로소득을 변화시키는 요인으로 작용한다는 선행연구결과(Dickens & Ellwood, 2001; Mckerman & Ratcliffe, 2002)와 일치하는 것으로서 상대적 빈곤여부에 강한 영향을 미치는 요인으로 밝혀졌다. ② 전체, 서비스·판매직, 단수노무직의 경우, 사회보험급여 및 공적이전급여가 많은 장애근로자가 적은 근로자보다 빈곤에 속할 확률이 낮아진다는 선행연구결과(임수정·유완식, 2011; 이형렬, 2017)와 일치하는 것으로서 공적이전급여(사회보험급여, 기초보장급여, 기타 정부보조금)의 중요성이 강조되는 결과라고 할 수 있다.

여섯째, 고용관련 변수의 경우, 대체적으로 선행연구결과와 일치하지 않은 것으로 나타났으며, 특이한 논의점 및 함의점을 살펴보면 2가지로 제시할 수 있다. ① 전체, 생산직, 단순노무직 등 노동력을 요하는 직종 근로자의 경우, 비제조업체 종사자일수록 제조업체 종사자보다 상대적 빈곤에 처할 위험이 높은 것으로 나타나, 선행연구결과(금재호, 2006; 김교성·최영, 2006)와 일치하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 비제조업체 직장에 생산직 및 단순노무직과 같은 특별한 기술이나 자격증이 필요 없는 직무를 수행한다면 급여조건이 열악하며, 수당 등이 거의 합산이 되지 않아 상대적 빈곤에 처할 확률이 높아지게 됨을 예측하게 된다. ② 특히, 전체, 사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직(분석대상 전체)의 경우, 임금 등 보상이 적을수록 보상이 많은 장애근로자보다 상대적 빈곤에 속할 확률이 높게 나타나, 선행연구결과(심진예, 2015; 이형렬, 2017)와 일치하는 것으로서 보상은 상대적 빈곤여부에 매우 큰 영향을 미치는 요인으로 밝혀졌다.

이와 같은 연구결과 및 논의를 토대로 기업체 주요 취업직종별 장애근로자의 상대적 빈곤문제가 해결될 수 있도록 취업직종별 특성이 반영된 직업재활적 측면의 주요 개입방안¹⁹⁾ 을 8가지로 제시하면 다음과 같다.

첫째, 남성 장애근로자에 대한 관리자로서의 승진 등을 고려한 직무연수 등이 필요하다. 연구결과, <표7: 사무직>, <표8: 서비스·판매직>에서와 같이 남성 장애근로자가 여성 장애근로자 보다 상대적 빈곤에 처할 위험이 높은 것으로 나타났다. 이는 여성들이 다수 고용되어 있는 직종(사무직, 서비스·판매직)의 특성에 비롯된 결과로서 남성 장애근로자의 승진 및 저임금 문제 등이 강하게 영향을 미치는 것으로 추측된다. 사무직 및 서비스·판매직의 남성 장애근로자가 취업된 경우에는 지속적으로 단순 직무만을 수행하게 되므로 이러한 빈곤에 노출될 가능성이 높게 되므로 입사 후부터는 일상적인 업무만을 고집할 것이 아니라 관리자로서의 승진 등을 고려한 직무연수 등이 병행되어야 할 것이다. 이를 위해서는 기업체에서의 적극적인 배려 및 이해가 필요하며, 고용을 주도하고 있는 정부관련 직업재활기관에서는 이러한 점을 고려하여 취업알선 등이 이루어져야 할 것이다.

둘째, 취업직종과 연관될 수 있는 자격증을 취득할 수 있도록 직업훈련의 확대가 필요하다. 연구결과, <표6: 전체 직종>, <표9: 생산직>에서와 같이 자격증 미보유자가 보유자에 비해 상대적 빈곤에 처할 확률이 높은 것으로 나타났다. 그러므로 전체 직종과 특히, 기계·기구 작동을 통한 생산력이 많이 요구되는 생산직종 장애근로자에게는 취업직종 업무와 연관될 수 있는 자격증 취득문제는 급여 및 수당 등과 직결되는 사항이므로 직업훈련을 통한 자격증 취득 등에 적극적인 관심을 가져야 할 것으로 판단된다.

셋째, 정부 및 기업체를 중심으로 취업장애근로자의 건강관련 의료서비스의 확충에적극적인 노력을 기울여야 한다. 연구결과, <표6: 전체 직종>, <표10: 단순노무직>에서와 같이 건강상태가 좋지 않은 장애근로자가 좋은 장애근로자 보다 상대적 빈곤층에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다. 그러므로 전체 직종과 특히, 노동력을 많이 요구되는 단순노무직종 장애근로자의 지속적인 관리 및 유지를 위해 수준 높은 의료서비스를 저렴한 비용으로 이용할 수 있도록 다각적인 대책마련이 필요할 것이다. 즉, 이러한 정기검진 및 적절한 진단과 평가 및 치료, 질병예방법 교육 등의 건강서비스 제공은 건강관리 및 직장생활 만족도를 향상시킬 수 있는 적절한 방안으로서 상대적 빈곤에 노출될 확률을 일정부분 감소시킬 수 있는 방안이라 할 수 있겠다.

넷째, 빈곤 장애근로자에 대한 적극적인 복지제도의 확대가 이루어져야 한다. 연구결과, <표6: 전체 직종>, <표7: 사무직>, <표8: 서비스·판매직>, <표9: 단순노무직>에서와 같이 사적이전소득이 적을수록 많은 장애근로자 보다 상대적 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다. 실제적으로 취업을 했음에도 빈곤한 장애근로자의 경우 근로 외 소득인 금융, 부동산소득, 개인연금, 가족친척·이웃보조금 등이 전무하다고 할 수 있다. 결과적으로 대부분의 취업 장애근로자들의 빈곤문제 해결을 위한 방안으로 사적이전소득을 확대시키는 방안을 수립한다는 것은 매우 불가능하다고 판단되므로 이에 대해서는 정부의 빈곤장애인에 대한 적극적인 복지제도의 확대 및 국가 주도하의 안정된 고용정책이 수립되어야 할 것이다.

다섯째, 장애근로자들이 취업 이후에도 소득을 보전해 줄 수 있는 제도적 보완이 필요하다. 연구결과, <표6: 전체 직종>, <표8: 서비스·판매직>에서와 같이 공적이전소득이 적을수록 많은 장애근로자 보다 상대적 빈곤에 처할 확률이 높은 것으로 나타났다. 그러므로 장애인의 빈곤개선을 위해서는 취업 이후 장애인들이 빈곤하지 않을 상태를 유지할 수 있도록 근로소득 이외에 일정기간 소득을 보전해 줄 수 있는 제도적 보완이 다각적으로 마련되어야 할 것이다.

여섯째, 비제조업체의 단순직종 종사자에 대한 임금보조정책 등이 마련되어야 한다. 연구결과, <표6: 전체 직종>, <표8: 생산직>, <표9: 단순노무직>에서와 같이 비제조업체 종사자가 제조업체 종사자 보다 상대적 빈곤에 속할 확률이 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 비제조업체 직장에 생산직 및 단순노무직과 같은 특별한 기술이나 자격증이 필요 없는 단순 직무를 수행하게 된다면 당연히 저임금, 열악한 근무조건 등은 충분히 예측가능하며, 잔업 및 휴일근무가 거의 이루어지지 않아 지급이 되지 않아 빈곤에 처할 확률이 높아지게 됨을 예측하게 되므로, 이러한 측면에 대한 임금보조정책 등을 모색해야 할 것이다.

일곱째,취업 장애근로자의 보상문제를 해결하기 위해서는 고용의 질을 담보할 수 있는 괜찮은 일자리의 확대가 필요하다. 연구결과, <표6: 전체 직종>, <표7: 사무직>, <표8: 서비스·판매직>, <표8: 생산직>, <표9: 단순노무직>에서와 같이 임금 등 보상이 적은 장애근로자가 보상이 많은 장애근로자 보다 상대적 빈곤에 처할 위험이 높은 것으로 분석되었다. 즉, 본 연구결과에서와 같이 근로를 하고 있음에도 빈곤을 경험하는 장애인은 대체적으로 저임금 및 고용안정성이 낮은 일자리에 종사하고 있으며, 이러한 특성들은 빈곤을 초래하는 직접적인 원인이 되고 있다. 특히, 우리나라와 같이 빈곤계층에 대한 소득보장제도가 미흡하여 근로에 의존도가 높은 나라에서는 충분한 소득을 보장해줄 수 있는 괜찮은 일자리의 마련이 시급하다고 할 수 있다.

여덟째, 국가중심의 전 방위적인 『고용설계정책』 마련이 필요하다. 전반적으로 취업직종별 장애근로자가 상대적 빈곤에 속할 확률을 낮추기 위한 방편으로, 본 연구에서는 고용안정성을 높일 수 있는 요인으로 임금개선, 사회보장 및 공적 급여 강화 등이 제시하였다. 몇 년 전부터 ‘괜찮은 일자리 창출’이 이런 요인에 대안으로 제시는 되고 있지만 ‘고용의 종말’이라고 불려지는 시대에 민간기업을 대상으로 한 의무고용제도 또한 한계가 있을 것으로 판단되므로 전 방위적인 국가중심·국가주도 하의 적극적 『고용설계정책』이 요청된다. 또한 일자리 양극화에 따라 장애인의 취업경쟁력 강화를 위해 교육과 고용정책이 함께 설계가 필요하며, 근로빈곤층의 근로소득보전을 위한 다양한 정책수립이 필요할 것이다.

마지막으로 후속연구를 위한 제언으로서, 본 연구에서는 상호 연관성이 있다고 판단되는 주요 취업직종을 사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직 4개 직종으로 통합하여 취업 장애근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인에 관하여 연구를 실시하였다. 그러나 차후 연구에서는 본 연구에서 다루지 못했던 세분화된 취업직종별로 더욱 심화된 기업체 취업근로자의 상대적 빈곤여부에 영향을 미치는 요인을 규명할 필요가 있겠다.

Acknowledgments

본 논문은 제9회 장애인고용패널 학술대회(2017.11.9)에서 발표하였던 글을 수정·보완한 것이다.

Notes

1) 국회입법조사처 보고서(2015)에서는 “한국의 장애인가구 빈곤율이 높고, 장애인가구와 전체가구 간 빈곤율 격차가 크게 나타나는 가장 큰 원인 중 하나는 장애인복지지출 수준이 낮다는 것”이라고 지적하였다. 실제 한국의 GDP 대비 장애인복지지출은 0.49%로 멕시코와 터키 다음으로 매우 낮은 편이다(OECD 평균의 1/4, 덴마크의 1/9).

2) 이들 취업장애인의 직장유형은 ①자영업(39.3%), ②일반사업체(45.5%), ③정부 및 정부관련기관(7.8%), ④장애인보호작업장(1.1%), ⑤장애인근로사업장(1.1%), ⑥장애인관련기관(1.3%), ⑦기타(3.9%)로 나타났다(김성희 외, 2015).

3) 장애인과 비장애인의 년도별 임금실태를 구체적으로 살펴보면, 2010년의 경우 장애근로자(134.2만원)는 전체근로자(194.6만원)의 68%, 2013년 장애인근로자(156.6만원)가 전체근로자(217.1만원)의 70.1%, 2016년 장애인근로자(169.1만원)는 전체근로자(241.2만원)의 70.1%로 나타나(구연진 외, 2016), 과거와 비교해서도 그 격차가 적극적으로 개선되지 못하고 있는 실정임을 알 수 있다.

4) 장애인 취업근로자의 직종 및 종사비율은 ① 관리직(1.0%), ② 전문직(9.7%), ③ 사무직(13.0%), ④ 서비스직(6.7%), ⑤ 판매직(4.9%), ⑥ 농림어업직(1.0%), ⑦ 기능원직(9.3%), ⑧ 장치·기계조작·조립직(16.9%), ⑨ 단순노무직(37.4%)으로 구분된다(구연진 외, 2016).

5) 비장애근로자 관련 선행연구결과로서, 김교성·최영(2006)은 관리전문직에 비해 서비스, 생산, 단순노무직의 경우 빈곤에 처할 위험성이 높은 것으로 분석하였으며, 금재호(2006)는 취업직종 중 판매직이나 기능원, 조작원, 단순노무직 종사자들의 빈곤 위험성이 상대적으로 높은 것으로 보고하였다.

6) 선행연구의 동향은 장애인의 전반적 직장만족관련 관련 석·박사학위논문 및 학술지에 게재된 연구를 중심으로 학술연구정보서비스 RISS(http://www.riss.kr : 검색일자-2017.8.1)를 중심으로 파악하였다.

7) 실제로는 경제활동 인구이지만 실업률 통계상 일할 의사가 없는 비경제활동 인구에 포함되거나 구직 노력을 했지만 일자리를 찾을 수 없어 조사 기간중 구직활동을 포기해 비경제활동 인구로 분류되는 인구로서, 가정주부나 학생이 대표적이다.

8) 보상은 일을 통해 얻을 수 있는 직접적이고 가시적인 금전적 혜택을 의미한다.

9) 근무조건은 근무시간과 작업환경 2가지로 나누어 살펴볼 수 있다. ① 근무시간은 일하는 곳에서 실제로 근무하는 시간을 의미하며, ② 작업환경은 실내근무 여부, 오염물질이나 방사선 노출 등 위험노출 정도, 위험한 상태나 상황에 노출되는 정도 등 근무하는 곳의 작업환경을 의미한다.

10) 발전가능성은 기업에서 업무능력 향상을 위한 훈련을 제공하는 경우가 있고 그렇지 않은 경우에는 승진 등을 의미한다.

11) 참여·발언은 노동조합과 같이 근무하는 곳에서 개인의 의사를 피력하거나 전달할 수 있는 통로가 존재하는지를 의미한다.

12) 『장애인고용촉진및직업재활법』제26조에 근거하여 장애인들의 경제활동상태와 특성, 제반 요인들을 종합적이고 정확하게 파악하고자 한국장애인고용공단에서 매년 동일 장애인을 대상으로 2008년부터 2015년까지 8차에 걸쳐 반복 조사하여 구축한 자료가 장애인고용패널 1차웨이브이다. 그러나 패널조사가 안고 있는 구조적인 문제점(사망 등의 불가항력적인 이유로 이탈자 발생 및 연령의 자연증가로 청년층의 소실 등)으로 전체 장애인을 대표하기가 어렵게 됨에 따라, 이를 극복하고자 2016년에 새로운 패널 및 설계로 구축한 자료가 장애인고용패널 2차웨이브이다

13) 중위소득이란, 총가구 중 소득순위가 정확히 중간인 가구를 기준으로 삼는 것인데, 이렇게 중위소득을 기준으로 할 경우 대상자가 평균소득대비 감소하나 소득 분포상 낮은 부분에 위치한 사람들에게 더 집중할 수 있다는 장점이 있다. 한편, 우리나라와 OECD 등 국제통계가 중위소득의 50%를 상대적 빈곤선으로 보고 있으며(김안나, 2007), 본 연구에서도 이를 빈곤 기준으로 설정하였다.

14) Hosmer-Lemeshow 검정을 통해서 모형 적합도를 살펴본 결과, 통합모형의 경우 이 10.735(df=8), p=.217로 유의하지 않은 것으로 나타나, 결과적으로 모형 적합이 이뤄진 것으로 확인하였다. 즉, 본 논문에서 제시한 우도비 검정(자유도에 따른 분포의 유의도)에 의한 결과와 일치하였다. 일반적으로 로지스틱회귀분석에서 추정된 계수의 통계적 유의성 판단은 Wald 통계량으로, 추정된 모형의 적합성은 우도비 검정(-2 Log 우도)에 의해 판단하여 제시하고 있어(홍세희, 2005; 강병수·김계수, 2009), 본 논문에서도 이에 따라 제시하였다.

15) 이 로지스틱 회귀모형 식은 <표 7> 사무직, <표 8> 서비스·판매직, <표 9> 생산직, <표 10>단순노무직 장애근로자의 상대적 빈곤여부와 동일하다.

16) 본 연구에서 논의는, 장애근로자의 주요 취업직종(전체, 사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직)에 대해 회귀분석(logistic regression analysis)한 결과를 바탕으로 상대적 빈곤에 영향을 미친다고 밝혀진 요인에 대해서는 모두 논의를 실시하였다.

17) 연구대상에서 제외되게 된 결정적 분석사항으로서, 관리·전문직의 빈곤여부를 파악해 보면 총 279명 중 근로비빈곤이 250명, 근로빈곤이 29명으로 연구대상 수로 적합지 않아 연구대상에서 제외하게 되었다.

18) 참고적으로, 이형렬(2017)의 연구결과를 분석하면 취업한 신입 감각장애근로자들의 경우 대체적으로 단순직종 근로에 의한 저임금 등으로 빈곤에 처할 확률이 높아지는 것으로 예측하였다.

19) 제언은 본 연구의 조사대상인 주요 취업직종(전체, 사무직, 서비스·판매직, 생산직, 단순노무직)을 대상으로 로지스틱 회귀분석(logistic regression analysis)을 통하여 2개 직종 이상 영향을 미친 요인을 중심으로 취업장애인의 상대적 빈곤문제 해결을 위한 제언을 실시하였다.

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이형렬 hylee@hit.ac.kr

2007년 대전대학교에서 “청각장애인의 직무만족, 사회적지지, 자기효능감이 직업유지에 미치는 영향”으로 사회복지학 박사학위를 받았다. 노동부산하 한국장애인고용공단에서 장애인 직업재활 업무를 주로 담당했으며, 차장을 역임하였다. 현재 한국장애인재활협회 RI KOREA 직업분과 전문위원, 한국전문대학사회복지교육협의회 이사 등을 맡고 있으며, 현재 대전보건대학교 사회복지과에서 부교수로 재직 중이다. 저서로서 『사회복지학개론』(공저, 2013, 창지사), 『사회복지정책론』(공저, 2015, 양서원), 『장애인복지론』(공저, 2017, 창지사) 등이 있으며, 논문으로는 “장애인고용 이행수준별 고용의무 미달성기업체의 신규채용의사에 영향을 미치는 요인”(2016), “장애유형 중분류별 기업체 취업근로자의 빈곤결정에 영향을 미치는 요인: 신체외부, 감각, 신체내부·정신적장애를 중심으로”(2017) 등 다수의 논문을 발표하였다. 주요 관심분야는 장애인고용 특히, 청각장애인 및 중증장애인의 직업재활정책 및 실천이다.

신용석 sys1127@gmail.com

2015년 성균관대학교에서 “요양보호사가 인식하는 감성리더십과 정서사건반응이 서비스 질에 미치는 영향: 직무만족의 매개효과와 일터영성의 조절효과 검증”으로 사회복지학 박사학위를 받았다. 현재 성균관대학교 사회복지연구소 선임연구원으로 재직 중이다. 논문으로는 “한국 노인들의 유산상속 동기는 무엇인가: 자산이 유산상속 의향에 미치는 영향에서 관계 만족도, 정서적 지지의 조건부 과정 분석”(2017), “노인의 자산수준에 의한 건강불평등과 사회자본의 매개효과”(2017) 등 다수를 발표하였다. 주요 관심분야는 삶의 질, 건강불평등, 조직관리, 노인복지, 연구방법론 등이다.

구분		계	빈곤관련	빈곤결정관련	빈곤이행관련	빈곤탈출관련
계		20(100.0)	8(40.0)	7(35.0)	4(20.0)	1(5.0)
연구대상	장애인	7(100.0)	6(85.8)	1(14.3)	-	-
	장애인가구	4(100.0)	2(50.0)	1(25.0)	1(25.0)	-
	근로장애인	7(100.0)	-	3(42.9)	3(42.9)	1(14.3)
	장애유형별	2(100.0)	-	2(100.0)	-	-
	취업직종별	-	-	-	-	-

구분				내용
종속 변수	상대적 빈곤여부		상대적 빈곤: 균등화한 가구총소득의 중위소득 50% 미만	0: 비빈곤, 1: 빈곤
독립 변수	개인적 특성요인	인구 사회학	1. 성별	0: 여자, 1: 남자
			2. 연령	만 나이
			3. 결혼상태	0: 무배우자, 1: 유배우자
			4. 교육수준	연속변수(교육년수)
			5. 거주지	0: 중소도시, 1: 대도시(수도권, 광역시)
			6. 자격증 보유여부	0: 미보유, 1: 보유
		장애 관련	7. 장애정도	0: 경증장애, 1: 중증장애
		장애 관련	8. 장애발생시기	0: 선천적 또는 출생시, 2: 후천적
	건강 요인		1. 주관적 건강상태	1: 매우 좋지 않다, 2: 좋지 않은 편이다 3: 좋은 편이다, 4: 매우 좋다
			2. 만성질병 여부	0: 없음, 1: 있음
			3. 일상생활 타인도움 필요정도	1: 전혀 필요 없다, 2: 필요 없는 편이다, 3: 필요한 편이다, 4: 매우 필요하다
	가족 요인		1. 가구원 수	연속변수(명)
	가족 요인		2. 자가소유 여부(주택)	0: 주택미소유, 1: 주택소유
	소득보장 요인		1. 사적이전소득(근로 외)	연속변수로 로그변환, 전년도 사적이전소득 총합 (금융, 부동산소득, 개인연금, 가족친척/이웃보조금 합산)
	소득보장 요인		2. 공적이전소득	연속변수로 로그변환, 전년도 공적이전소득 총합 (사회보험급여, 기초보장급여, 기타 정부보조금의 합산)
	고용 관련 요인		1. 산업유형	0: 비제조업, 1: 제조업
			2. 종사상 지위	0: 비상용직, 1 : 상용직
			3. 보상	연속변수(전년도 임금소득), 로그변환
			4. 정규직 여부	0: 비정규직, 1: 정규직
			5. 근무환경	1: 매우 불만족, 2: 불만족, 3: 보통, 4: 만족, 5: 매우 만족
			6. 고용안정성	1: 매우 불만족, 2: 불만족, 3: 보통, 4: 만족, 5: 매우만족
			7. 발전가능성	1: 매우 불만족, 2: 불만족, 3: 보통, 4: 만족, 5: 매우만족
			8. 의사소통·인간관계	1: 매우 불만족, 2: 불만족, 3: 보통, 4: 만족, 5: 매우 만족

구분			모형Ⅰ		모형Ⅱ		모형Ⅲ		모형Ⅳ		모형Ⅴ		모형Ⅵ
구분			B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)
+ p<.10,* p<.05, p<.01,* p<.001
개인적특성	인구사회학	성별 (ref.=여성)	-.757***	.469									.283	1.327
		연령	-.003	.997									.015	1.015
		결혼상태 (배우자유무)	-.634***	.531									-.034	.967
		교육수준	-.106***	.899									-.036	.965
		거주지 (ref.=중소도시)	.010	1.010									-.150	.861
		자격증 보유여부 (ref.=미보유)	-.239	.788									-.370+	.690
	장애관련	장애정도 (ref.=경증)	.062	1.064									-.477*	.620
	장애관련	장애발생시기 (ref.=선천적)	-.153	.858									-.100	.905
건강		건강상태			-.684***	.505							-.446*	.641
		만성질병 여부 (ref.=없음)			.108	1.114							-.163	.850
		일상생활 타인 도움 필요정도			.115	1.028							-.167	.846
가족		가구원 수					-.075	.928					.081	1.084
가족		자가 소유 여부 (ref.=주택미소유)					-.515***	.598					-.459*	.632
소득 보장		사적이전소득							-.090**	.923			-.167***	.846
소득 보장		공적이전소득							.095**	1.099			-.070+	.932
고용		산업유형 (ref.=비제조업)									-.424+	.654	-.462+	.630
		종사상 지위 (ref.=비상용직)									-.234	.792	.021	.979
		보상									-.002***	.998	002***	.998
		정규직 여부 (ref.=비정규직)									.271	1.311	.216	1.241
		근무환경 만족도									-.031	.969	.183	1.200
		고용안정성									.150	1.162	.166	1.181
		발전가능성									-.089	.914	-.134	.875
		의사소통·인간관계									.207	1.230	.197	1.217
χ² (df)			84.954***(8)		41.058***(3)		18.181***(2)		17.420***(2)		496.403***(8)		552.622***(23)
2 Log 우도			1261.782		1305.678		1328.554		1329.316		850.333		794.113
Nagelkerke R²			.094		.046		.021		.020		.479		.524

구분			모형Ⅰ		모형Ⅱ		모형Ⅲ		모형Ⅳ		모형Ⅴ		모형Ⅵ
구분			B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)
+ p<.10,* p<.05, p<.01,* p<.001
개인적특성	인구사회학	성별 (ref.=여성)	-.340	.712									2.480**	11.939
		연령	-.008	.992									.176**	1.193
		결혼상태 (배우자유무)	-1.299**	.273									-3.309**	.037
		교육수준	-.200*	.818									-.183	.833
		거주지 (ref.=중소도시)	.780	2.181									.598	1.819
		자격증 보유여부 (ref.=미보유)	-.322	.724									.722	2.059
	장애관련	장애정도 (ref.=경증)	-.226	.798									-1.455	.233
	장애관련	장애발생시기 (ref.=선천적)	-.169	.844									-.492	.611
건강		건강상태			-.350	.704							.428	1.534
		만성질병 여부 (ref.=없음)			-.197	.821							-1.924	.146
		일상생활 타인 도움 필요정도			.585**	1.794							.728	2.071
가족		가구원 수					-.102	.903					-.279	.756
가족		자가 소유 여부 (ref.=주택미소유)					-.788*	.455					.361	1.435
소득 보장		사적이전소득							-.129	.879			-.301*	.740
소득 보장		공적이전소득							.151	1163			-.026	.974
고용		산업유형 (ref.=비제조업)									-.218	.804	-.963	.382
		종사상 지위 (ref.=비상용직)									-342	.711	-.484	.616
		보상									-.003***	.997	-.005***	.995
		정규직 여부 (ref.=비정규직)									-.033	.968	-.237	.789
		근무환경 만족도									-.031	.969	-.100	.905
		고용안정성									.619	1.857	1.900	6.689
		발전가능성									-.585	.557	-.942	.390
		의사소통·인간관계									.865	2.375	.933	2.541
χ² (df)			23.291**(8)		10.486*(3)		6.332*(2)		4.867+(2)		129.179***(8)		165.687***(23)
-2 Log 우도			205.904		218.708		222.863		224.328		100.016		63.507
Nagelkerke R²			.137		.063		.038		.030		.649		.790

구분			모형Ⅰ		모형Ⅱ		모형Ⅲ		모형Ⅳ		모형Ⅴ		모형Ⅵ
구분			B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)	B	Exp(B)
+ p<.10,* p<.05, p<.01,* p<.001
개인적특성	인구사회학	성별 (ref.=여성)	-.276	.758									.907+	2.476
		연령	-.017	.983									.001	1.001
		결혼상태 (배우자유무)	-.400	.670									-.099	.906
		교육수준	-.157*	.855									-.086	.917
		거주지 (ref.=중소도시)	-.133	.876									-.309	.734
		자격증 보유여부 (ref.=미보유)	.150	1.161									.240	1.271
	장애관련	장애정도 (ref.=경증)	.122	1.130									-.439	.645
	장애관련	장애발생시기 (ref.=선천적)	-.057	.945									.200	1.221
건강		건강상태			-.724*	.485							-.528	.590
		만성질병 여부 (ref.=없음)			.453	1.572							.258	1.295
		일상생활 타인 도움 필요정도			.464*	1.590							.226	1.253
가족		가구원 수					-.041	.960					.331	1.393
가족		자가 소유 여부 (ref.=주택미소유)					-.335	.716					-.725	.484
소득 보장		사적이전소득							-.091	.913			-.220*	.802
소득 보장		공적이전소득							.036	1037			-.182+	.834
고용		산업유형 (ref.=비제조업)									.536	1.710	.168	1.183
		종사상 지위 (ref.=비상용직)									.007	1.007	-.131	.877
		보상									-.002***	.998	-.002***	.998
		정규직 여부 (ref.=비정규직)									.442	1.557	.099	1.104
		근무환경 만족도									-.088	.916	.045	1.046
		고용안정성									-.006	.994	.008	1.008
		발전가능성									-.394	.674	-.430	.651
		의사소통·인간관계									.415	1.515	.583	1.792
χ² (df)			10.917(8)		17.800***(3)		1.301(2)		1.621(2)		91.274***(8)		109.362***(23)
-2 Log 우도			227.823		220.940		237.440		237.119		147.466		129.378
Nagelkerke R²			.072		.115		.009		.011		.507		.585

항목		빈도	백분율
계		1,453	100.0
성 별	남	1,117	76.9
성 별	여	336	23.1
연 령	39세 이하	646	44.5
	40~49세	463	31.9
	50~59세	243	16.7
	60세 이상	101	7.0
	평균(표준편차)	41.74(11.039)
학력	무 학	23	1.6
	초 졸	87	6.0
	중 졸	149	10.3
	고 졸	746	51.3
	대졸 이상	448	30.8
결혼 상태 (배우자 유무)	배우자 없음	665	45.8
결혼 상태 (배우자 유무)	배우자 있음	788	54.2
거주지역	수도권	749	51.5
	광역시권	285	19.6
	기타 시도	419	28.8
자격증 보유여부	보유	549	37.8
자격증 보유여부	미보유	904	62.2
장애유형 세분류	신체외부장애	899	61.9
	감각장애	356	24.5
	정신적장애	116	8.0
	신체내부장애	82	5.6
장애정도	중증	286	19.7
장애정도	경증	1,167	80.3
장애발생 시기	선천적 또는 출생시	198	13.6
장애발생 시기	후천적	1,255	86.4

구분		빈 곤 여 부						χ² (df)
		근로비빈곤		근로빈곤		합계
		N	(%)	N	(%)	N	(%)
* p<.05, p<.01,* p<.001
성별	남성	961	80.2	156	61.4	1,117	76.9	41.374*** (1)
성별	여성	238	19.8	98	38.6	336	23.1	41.374*** (1)
연령	39세 이하	539	45.0	107	42.1	646	44.5	2.586 (3)
	40대	385	32.1	78	30.7	463	31.9
	50대	192	16.0	51	20.1	243	16.7
	60세 이상	83	6.9	18	7.1	101	7.0
결혼상태	무배우자	514	42.9	151	59.4	665	45.8	23.213*** (1)
결혼상태	유배우자	685	57.1	103	40.6	788	54.2	23.213*** (1)
학력	무학	17	1.4	6	2.4	23	1.6	33.560*** (4)
	초졸	58	4.8	29	11.4	87	6.0
	중졸	114	9.5	35	13.8	149	10.3
	고졸	611	51.0	135	53.1	746	51.3
	대졸 이상	399	33.3	49	19.3	448	30.8
거주지역	수도권	623	52.0	126	49.6	749	51.5	0.879 (2)
	광역시권	230	19.2	55	21.7	285	19.6
	기타시도	346	28.9	73	28.7	419	28.8
자격증보유 여부	유	474	39.5	75	29.5	549	37.8	8.926** (1)
자격증보유 여부	무	725	69.5	179	70.5	904	62.2	8.926** (1)
장애정도	경증	978	81.6	189	74.4	1,167	80.3	.6.794** (1)
장애정도	중증	221	18.4	65	25.6	286	19.7	.6.794** (1)
장애발생 시기	선천적	154	12.8	44	17.3	198	13.6	3.572 (1)
장애발생 시기	후천적	1,045	87.2	210	82.7	1,255	86.4	3.572 (1)
합 계		1,199	82.5	254	17.5	1,453	100.0

구분		빈 곤 여 부						χ² (df)
		비빈곤		빈곤		합계
		N (%)		N (%)		N (%)
*** p<.001
취업직종별	사무직	283	23.6	37	14.6	320	22.0	47.976*** (3)
	서비스·판매직	182	15.2	49	19.3	231	15.9
	생산직	374	31.2	43	16.9	417	28.7
	단순노무직	360	30.0	125	49.2	485	33.4
	전체	1,199	82.5	254	17.5	1,453	100.0