1. ‘괜찮은 직업복귀(decent return-to-work)’와 분절된 노동시장

직업복귀는 산재근로자와 주변 환경의 다차원적이며 복합적인 작용에 의하여 창출되는 결과물로 정의한다. Young 등(2005)에 의하면 직업복귀는 휴업(off-work)･직업복귀(work re-entry)･고용유지(retention)･발전(advancement)의 순차적인 4단계로 이루어 진다2). 이는 산재근로자･의료진･고용주･산재보험공급자 등 저마다의 우선순위를 갖는 이해관계자들의 복잡한 관계를 내재하므로 발전적이며 역동적인 특성을 띄며(Shaw et al., 2008, pp.2-3; Young et al., 2005, p.558) 개인특성･사회경제적 요인과 개인의 행태도 결합하는 등(Brouwer et al. 2010), 다양한 요소들이 복합적으로 상호작용하는 ‘절충(compromise)’의 과정이다(Young, 2010, p.1621). 직업복귀에 관한 연구의 큰 갈래는 노동시장 복귀여부에 관한 연구와 복귀 후 고용상태를 살펴보는 연구, 직업복귀 후 고용유지까지 확장된 연구로 분류할 수 있다. 상술한 바와 같이 직업복귀가 과정적인 성격을 지닌다는 점에서, 요양종결 후 3년차의 상태를 포착하는 본고는 이러한 분야들이 맞물린 지점에 위치하는 연구로 볼 수 있겠다.

우선 성공적인 또는 좋은 직업복귀의 모습을 살펴보도록 하겠다. 첫 번째는 원직장 및 타직장 복귀의 직장복귀 형태이다. 본디 종사하던 사업장으로 복귀하는 원직장 복귀의 경우 근로자의 입장에서는 고용관계가 유지되고 업무연속성을 보장받을 수 있으며, 사업주로서도 신규채용으로 인한 비용을 절감하는 등의 이점이 있다. 더욱이 산재근로자가 재취업을 통해서 이전보다 좋은 조건의 일자리로 취업하기란 녹록치 않다. 그렇다면 어떤 근로자가 원직장으로 복귀하는가?3) 일반적으로 원직장 복귀자는 업무상재해 승인을 받은 이후 요양기간 동안 고용관계의 보호를 받고 근로자로서의 지위도 잃어버리지 않는다. 그러나 타직장 복귀자는 사실상 업무상재해를 계기로 사업장으로부터 분리됨으로써 노동시장으로부터 배출된 뒤 재취업을 하는 사례가 대부분이다. 그러므로 복귀의 형태를 통해서 근로자가 재해발생 당시에 어떠한 상황에서 일하고 있었는지를 들여다 볼 수 있게 된다. 근로복지공단 자료에 따르면, 상용직과 임시직･일용직 간의 직업복귀율 및 원직복귀율은 2~5배가량의 격차를 보인다(표 1). 이는 고용조건이 안정적인 상용직 종사자는 업무상재해가 발생하더라도 근로기준법의 보호를 받기 때문이다. 이처럼 근로기준법의 근로자를 보호하는 규정은 원직장 복귀를 담보하는 장치로 기능할 수 있다(이승욱, 2009). 재해발생 당시 사업장 규모에 따라서도 원직복귀율의 차이를 살펴볼 수 있는데, 대규모 사업장일수록 노동조합 등을 통해 근로자에 대한 보호 장치를 강화함으로써 원직장 복귀가 용이한 환경을 조성하는 것으로 알려져 있다(박수경, 2012; Baril et al., 2003)4). 이와 같은 산재근로자 직업복귀 현황을 통해서, 우리는 한국 노동시장의 분절된 구조를 엿보게 된다. ‘분절적’이라는 정의에 대해서는 이견이 있으나, 대체로 한국 노동시장이 정규직･대기업･고임금 중심의 시장과 그렇지 않은 주변부 시장으로 경계가 나뉜 상태로 이해한다(정이환, 2013 참고). 분절된 노동시장의 속성은 산재근로자의 직장복귀 형태에 반영되어 이후의 결과, 즉 직업복귀 후 고용조건･근속기간 등으로도 영향을 미치게 된다. 이처럼 원직장 복귀와 타직장 복귀는 직업복귀를 구성하는 하위개념으로 공존하지만, 재해발생 당시(이전) 근로자의 지위나 고용환경, 직업복귀과정 등에서 상호 이질적인 속성들을 응축하고 있다.

둘째, 직업복귀에 동반되는 일자리의 안정성･임금 등에 따라 직업복귀 결과는 질적인 차이가 있다(박수경, 2012; Young et al., 2005; Young, 2010). 좋은 일자리로의 직업복귀는 장기적인 고용유지로 발전할 수 있는 가능성이 있으며(최근호, 유동희, 2016), 이러한 맥락에서 Wasiak 등(2007)도 고용 유지에 대한 측정지표로써 직업의 안정성(job stability)과 직업복귀 지속가능성(RTW sustainability)을 동등한 차원으로 설정하였다(Wasiak et al., 2007, pp.770-772). 또한 이 경우, 일부 연구들은 고용조건이나 일자리 안정성 등 노동시장 중심의 시각으로 접근하는 경향이 있다. 그러나 Brouwer 등(2010), Haveraaen 등(2017), Shaw 등(2008), Waddell 등(2008)을 비롯한 다수의 연구에서는 산재근로자의 특성 상 ‘안전한(safe)’ 일자리 역시 성공적인 직업복귀의 중요한 속성으로 언급하였다.

한편 많은 연구에서 짚어내지 않은 것은, 산재근로자의 재해발생 당시 상황을 고려해야 한다는 점이다. 산재근로자가 직업복귀를 이행하면서 과거에 위치하였던 수준으로부터 급격히 변화하기란 어려운 일이다. 예컨대 저소득･저숙련 종사자가 고소득･고숙련 종사자의 직업군 등으로 이동하기는 현실적으로 제한되어 있기 때문이다. 반대로 재해발생 당시보다 직무수준이나 임금 등이 하락한 경우, 여전히 고소득･고숙련 종사자에 속해 있더라도 직업복귀 후 과거의 수준을 유지한다고 보기는 어렵다. 이러한 경우에는 직업복귀의 결과가 일반적으로 생각하는 양질의 수준이 아니거나 그에 부합하더라도, 업무상재해 발생 당시의 상태를 얼마나 회복하였는지 또는 그보다 악화되거나 향상되었는지를 유념하여 직업복귀의 질을 평가할 필요가 있다. Wasiak 등(2007)과 Young 등(2005)에서 설명하는 ‘발전(advancement)’ 단계와도 비슷한데, Wasiak 등(2007)은 이를 진급과 임금수준의 변화로 설명하였다. 하지만 이 연구들에서 의미하는 ‘발전’이란 직업복귀를 이행한 일자리에서 초기의 상태를 기준으로 점차 진보해나가는 수순을 가정하며, 재해발생 이전 수준으로의 회복에 대한 관심을 결여하고 있다.

이상의 논의를 통하여 본고는 산재근로자의 기존의 성공적으로 평가하는 직업복귀 상태를 재해석하고, 직업복귀의 지향점을 제시하는 개념으로서 ‘괜찮은 직업복귀’를 정의하였다. ‘괜찮은 직업복귀’의 기본틀을 제공하는 ‘괜찮은(양질의) 일자리(decent work)’는 현대사회의 바람직한 일자리를 제시한다. ‘괜찮은(decent)’이라는 기준은 근로자에게 적절한 부양소득을 보장해야 한다는 기조에서 출발하여 점차 그 경지를 확장하여 왔다. 이는 기본적으로는 고용보장(employment promotion), 사회적 안전망(social protection), 사회적 대화와 사업장과의 관계(social dialogue), 근로자로서의 권리(rights at work)라는 4가지 조건을 축으로 한다(ILO, 1999)5). 이후 다양한 논의가 진행되어 왔는데, ‘괜찮은 일자리’가 적정 수준의 안정성과 기회･대가를 보장하며, 나아가 인간의 존엄성과 근로자로서의 권리를 지향하는 일자리라는 점에서는 공통된 목소리를 내고 있다(MacNaughton & Frey, 2011). 산재근로자 역시 ‘괜찮은 일자리’로의 복귀를 희망할 것이다. 하지만 전체적인 직업복귀의 맥락에서, 괜찮은 일자리란 산재근로자가 추구하는 목표의 일부분을 형성할 뿐이다. ‘괜찮은 직업복귀’란 단순히 어떠한 일자리를 얻느냐에 국한되지 않으며, 산재근로자로서의 특성과 재해발생 전･후의 상대적인 변화(회복･발전)도 유념해야 한다는 점에서 ‘괜찮은 일자리’의 범위를 넘어선다. 또한 산재근로자 고유의 원직장 및 타직장 복귀라는 직업복귀 형태가 노동시장 복귀의 중요한 출발선을 제공한다는 점에서도 산재근로자의 직업복귀는 일반근로자의 재취업과 차별되는 특징을 갖고 있다.

본고는 ‘괜찮은 직업복귀’를 산재근로자가 원활하게 노동시장으로 복귀하고, 좋은 일자리에서 일하는 한편 지속적으로 노동시장에 참여하고 발전해나갈 수 있고, 재해발생 이전의 노동능력 뿐만 아니라 사회경제적 상태까지 회복할 수 있는 직업복귀의 상태로 정의한다. ‘괜찮은 일자리(decent work)’가 일하는 사람의 권리로 정의된 바와 같이, ‘괜찮은 직업복귀’ 역시 산재근로자의 권리를 대변하고 추구하는 개념으로 활용될 수 있을 것이다. 이는 기존의 개념과 맞닿아 있으면서도 산재근로자의 특성과 직업복귀의 목표를 반영하므로, 직업복귀의 질적 성과를 측정하는 다양한 기준6)들을 아우르는 개념으로 확장되며 발전할 수 있는 잠재력을 보유하고 있다.

2. 직업복귀 지원서비스 현황과 논의

현재 산재보험제도에서 운영하는 직업복귀 지원서비스는 직업재활서비스의 영역으로 분류되어 있다. 직업복귀 지원서비스는 직장복귀지원･직업훈련지원･창업지원 사업으로 운영하며7), 요양이 종결된 이후에 제공한다. 이 연구에서는 직업복귀에 밀접하면서도 수급률이 높은 ‘직장복귀지원서비스’와 ‘직업훈련지원서비스’를 중심으로 살펴보았다. 직업복귀 지원서비스는 일차적으로 정책대상을 원직장 복귀의 성취 여부에 따라 원직장 복귀자 및 미복귀자로 분류한다. 후자는 타직장 복귀자와 미취업자(실업자･비경제활동인구)로 구성된다.

직장복귀지원서비스는 원직장 복귀자를 대상으로 하며, 직장복귀지원금과 직장적응훈련비･재활운동비, 직장복귀지원프로그램(작업능력평가･작업능력강화프로그램)을 운영한다. 직장복귀지원금은 장해등급 1~12급(또는 예상자) 산재근로자가 원직장으로 복귀한 경우, 해당 고용주에게 최대 12개월 간 보조금을 지원하는 제도이다. 요양종결일(또는 직장복귀일)부터 6개월 이상 고용을 유지해야 하며, 장해등급에 따라 지원금의 차등이 있다. 직업훈련지원사업은 1~12급 장해등급(또는 예상자)의 산재근로자에 대하여 직업훈련을 지원하며, 출석률에 따라 훈련수당을 차등 지급한다.

직업복귀에 대한 전문적인 지원서비스 개입의 중요성에 대해서는 여러 연구들에서 강조한 바 있다(류만희, 이송이, 2009; Shaw et al., 2008; Williams, 2003). 본고에서 살펴볼 직장복귀지원금 및 직업훈련지원서비스(이하 ‘직업훈련’)에서는 서비스의 성격이나 운영방식, 대상군 등에서의 상반된 성격을 발견하게 된다. 우선 직장복귀지원금은 피고용자를 기준으로 하여 고용주에게 사후적으로 금전적 유인책을 제공하는 노동시장정책 수단에 해당한다. 이러한 고용보조금 지원 방식8)의 개입은, 근로자와 사용자 간의 관계 형성･유지에 기여하고 장기적인 고용에도 일조하는 기능이 있다(Young, 2010; 김지원, 2014). 사업주는 직업복귀 지원서비스에서 결정적인 역할을 하는 주체이므로, 사업주와의 관계는 직업복귀의 성공을 가늠하는 주요한 조건이기 때문이다(이승욱, 2009; 이승욱, 김선규, 2014; 최근호 등, 2015; Waddell et al., 2008). 직업훈련은 미복귀자에 대한 개입으로서 ‘노동시장으로의 재통합(work reintegration; WR)’을 추구하는 수단이다. 이는 치료･회복과 직업복귀를 도모하는 과정을 일컬으며, 근로자의 장해로 인한 단절기간을 줄이고 사회적 비용을 감소시키는 등의 긍정적인 효과를 낳는다(Shaw et al., 2008, pp.2-3). 미취업 상태가 길어질수록 경제활동참여가 어려워진다는 점은 비단 산재근로자에게만 해당하는 사실이 아니다. 이러한 점에서 지원서비스 공급자를 비롯하여 다차원적인 분야에서 시의 적절하게 이루어지는(‘timing’; Waddell et al., 2008, pp.37-40) 진단과 개입의 중요성은 간과될 수 없을 것이다(Cullen et al., 2017; Waddell et al., 2008). 수급자의 성격도 이질적이다. 직장복귀지원금의 경우 재해발생 당시 고용안정성이 보장되어 원직장으로 복귀하는 근로자로 구성되는 경향이 짙다. 반대로 직업훈련서비스 수급자는 요양이 끝난 이후에도 6개월 남짓 실직자의 상태에서 벗어나지 못한 근로자이므로 노동시장 복귀에서 어려움을 겪는 열위한 집단일 개연성이 높다(최근호 등, 2015).

개인의 특성에 따라 직업복귀 결과와 지원서비스의 효과가 달라질 것인지도 생각해볼 문제이다. 주지하듯 고학력이며 전문성을 보유하는 등 우월한 자원을 보유할수록 양질의 직업복귀를 이행할 것으로 기대하기 때문이다. 하지만 Young(2010) 등의 선행연구에서는 개인의 교육수준이나 성별 등의 인적특성이 직업복귀에 별다른 영향을 미치지 않는 요인으로 설명하기도 한다. 장해등급에 대해서도 마찬가지이다. 장해등급은 업무 능력의 상실 수준을 뜻하므로, 장해등급이 경증일수록 직업복귀가 용이하며 지원서비스 효과성도 높을 수 있다(류만희, 이송이, 2009). 그러나 직업복귀의 맥락에서 장해등급만 으로는 노동능력의 상실 정도를 온전히 설명하기 어려운 맹점이 있으며(Demeter & Demeter, 2003, p.690), 이는 노동시장 복귀의 가능성에 대해서도 마찬가지이다. 본고에서는 이처럼 대립된 견해들을 고려하여 직업복귀와 인적특성의 관계에 대해서도 탐색해보고자 한다.

1. 연구모형

이 연구의 시간 상 범위는 ‘재해발생 당시(이전)’와 ‘재해발생 이후’로 구분하였다. 변수의 상위영역은 인적특성･근로조건･제도로 구성된다. 재해발생 당시에 근로자가 지니는 특성은 재해 이전부터 형성되어 온 특성일 수 있으므로 재해발생 당시와 재해발생 이전을 동류의 시기로 간주하였다.

재해발생 이후에는 인적특성, 직업복귀 지원서비스, 근로조건(직업복귀)가 가능한 순차적으로 흘러가도록 구성하였으나, 직업복귀 시기나 직업복귀 지원서비스가 개입하는 시기 등에는 개별 차이가 있다. 따라서 연구모형에서는 분석데이터를 기준으로 구성한 시간적 흐름을 제시하였으며, 현실에서는 개별 근로자의 상황별로 다소 차이가 있을 가능성을 미리 밝혀둔다9).

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그림 1

연구모형

2. 변수의 구성 및 정의

3. 분석자료 및 분석방법

이 연구는 근로복지공단 근로복지연구원에서 구축하는 ^｢산재보험패널조사_｣ 1차(2013년)부터 3차년(2015년)의 패널데이터와 근로복지공단 행정자료를 사용하였다. 분석방법은 로지스틱회귀분석이고, 공통적으로 후진제거법을 택하였으며 로지스틱 회귀분석은 왈드 통계량(wald statistics)으로 산출하였다. 분석대상은 산재보험패널 3차년도 조사(2015년)에 임금근로 직업복귀자인 산재근로자(2012년 1~12월 요양종결자) 1,217명이며, 분석프로그램은 SPSS ver. 20.0을 사용하였다.

1. 기술통계량

본고에서는 직업복귀 지원서비스 대상인 장해등급 1~12급 산재근로자는 ‘A군’, 장해등급 13~14급 및 무장해자는 ‘B군’으로 구분하였다. 재해발생 당시(이전) 특성을 살펴보면 다음과 같다. 교육수준에서 ‘대학교 졸업 이상’의 비율은 B군에서 19.0%로 비교적 높다. 자격증(전문기술)을 보유하였던 근로자의 비율은 A･B군에서 유사한 수준이다. 상용직 종사자였던 비율도 두 집단에서 유사하며, 평균 임금수준은 A군에서 252.2만 원으로 B군보다 18만 원 가량 높다. 재해발생 당시의 사업장 규모(전체)가 ‘30인 이상’이었던 근로자의 비율은 약 43%, 고용보험 가입률은 77% 내외로 비슷하다. 재해 발생 이후 특성의 경우, 남성의 비율은 A군에서 87.4%이고 평균 연령은 A군이 49.2세로 B군보다 높다. 장해등급은 A군의 경우 12급이 40% 가량으로 가장 많고, 장해등급이 중증일수록 비율이 감소한다. B군에서는 14급이 50%, 무장해자가 38.1%로 뒤를 이었다. 재해발생 이후 첫 직업복귀까지의 평균 소요기간은 A군에서 19.99개월로 B군보다 5개월가량 길다. 직업복귀 후 원직장 복귀자인 근로자의 비율은 B군에서 41.4%, 상용직은 60.3%로, 모두 B군이 A군보다 높다. 평균 임금은 227.24만 원으로 A군에서 2만 원 가량 높다. 재해발생 당시와 비교하여 현재 임금비가 동일하거나 상승하였다는 근로자는 B군에서 44.1%로 A군보다 많은 비중을 차지한다. A군에 대하여 직업복귀 지원서비스 수급 현황을 살펴보면, 직장복귀지원금 수급자의 비율은 13.5%이고, 수급자에 대한 임금 대비 지원금 보조율의 비율은 평균 23.45%이다. 직업훈련 수급률은 10.2%이다.

2. 재해발생 당시(이전) 인적특성 및 근로조건이 직업복귀 지원서 비스 수급에 미치는 영향

우선 직업복귀 지원서비스의 정책대상(장해등급 1~12급)으로만 한정하여, 재해발생 당시(이전) 개별근로자의 인적특성･근로조건과 재활서비스 수급 간의 관계를 살펴보았다. 분석대상은 직장복귀지원금 및 직업훈련지원서비스의 정책대상인 장해등급 1~12급을 표본으로 한정하였다. 직장복귀지원금과 직업훈련서비스에 대한 분석의 Nagelkerke R -제곱 설명력은 각각 28.2%와 32.3%이고, H-L 검정치도 적합하며 분류정확도는 각기 87.3% 및 90.1%로 높은 수준이다10).

실증분석 결과는 두 재활서비스의 상이한 성격을 드러낸다. 직장복귀지원금에 대해서는 재해발생 당시(이전) 상용직 종사자인 경우 수급자가 되는 확률이 상당히 높은 수준으로 증가하였다(β=5.917***). 반면 과거 종사하던 사업장이 소규모일수록(β=.503**), 첫 직업복귀까지의 소요기간이 길수록(β =.927***) 동 서비스의 수급자격을 획득할 개연성은 감소하였다. 직업훈련의 경우 남성일수록(β=2.460**), 직업복귀까지의 소요기간이 증가할수록(β=1.093***) 수급자가 될 확률이 높아졌다. ‘중학교 졸업이하’(β =.300**) 및 ‘고등학교 졸업자’(β=.264**)는 대졸이상의 학력보유자보다 수급자가 되는 가능성이 낮았고, ‘사업장 규모’ 역시 음(-)의 영향을 미치는 요인으로 도출되었다. 이처럼 직장복귀지원금은 종사상 지위와, 직업훈련은 미취업 기간과 연계된 결과를 확인하였다. 후자의 경우 저학력자(고졸 이하)보다는 고학력자(대졸 이상)가 수급권을 획득할 개연성이 높은 것으로 나타났다.

3. 직장복귀 유형에 영향을 미치는 요인: 직장복귀 유형(원직장 복 귀, 타직장 복귀)

A군에서는 재해발생 당시(이전) 인적특성에서는 유의미한 변수가 발견되지 않았다. 모형 3을 기준으로 재해발생 당시(이전) 상용직 종사자일수록 ’15년 현재 원직장 복귀자인 확률이 높으며(β=4.886***), 임금(β=1.005***)도 미미한 수준으로 도출되었다. 또한 ’12~’14년 사이의 직장복귀지원금 수급이력(β=7.130***)은 ’15년도 원직장 복귀상태에 상당한 영향력을 미치는 것으로 나타났다. 한편 장해등급이 12급에 가까운 경증이고(β =.864**), 직업복귀 소요기간이 길수록(β =.927***) 타직장 복귀의 확률을 높이며, 과거 직업훈련서비스 수급경험은 ’15년 타직장 복귀자 상태에 상당한 영향을 끼쳤다(β=.029**). 조절변수 투입 시 모형의 설명력과 타당성이 개선되었으나, 유의한 조절변인은 검증되지 않았다. 모형 1에서 모형 3으로 갈수록 Cox와 Snell의 R -제곱과 Nagelkerke R -제곱 추정치, 분류정확도가 개선되었다. B군에서도 재해발생 당시(이전) 인적특성에서 의미 있는 변수가 검증되지 않으며, 재해발생 당시(이전) 근로조건에서 종사상 지위(β=3.823***)와 임금(β=1.002**)이 원직장 복귀와 정(+)의 관계를, 직업복귀 소요기간은 타직장 복귀상태의 확률을 높이는 것으로 나타났다.

4. 괜찮은 직업복귀에 영향을 미치는 요인: 종사상 지위(상용직 및 비상용직)

직업복귀 이후 종사상 지위(1=상용직)를 종속변수로 설정한 분석결과는 다음과 같다. A군에서는 재해발생 당시(이전) 인적특성에서는 유의미한 변수가 확인되지 않았다. 모형 3을 기준으로 재해발생 당시(이전) 상용직 종사자이고(β=15.024**) 고용보험 가입자(β=2.574**)일 경우 ’15년도 현재 상용직 근로자일 확률이 높았다. 직업복귀 당시의 연령은 상용직 복귀에 다소 부적인 요인으로 나타났다(β=.955**). 또한 직업훈련지원 서비스 수급자였던 경우는 상용직 근로자로 복귀할 가능성이 높은 것으로 나타났으며(β=3.162**), 모형 2에서도 직장복귀지원금의 효과(β=6.236**)를 확인할 수 있었다. 하지만 조절변수 3(종사상 지위*직업훈련지원서비스)에 의하여 비상용직 종사자(임시직･일용직) 복귀의 개연성이 상승하였다(β=.075***). 즉, 재해발생 당시에는 상용직 종사자였으나 ’12~’14년 사이에 직업훈련지원서비스 수급자격을 갖게 되는 근로자라면, ’15년도에 비상용직 종사자(임시직･일용직)일 가능성이 높은 결과로 해석할 수 있다. 모형 1에서 모형 3으로 갈수록 Cox와 Snell의 R -제곱과 Nagelkerke R -제곱 추정치, 분류정확도가 개선되었으며 H-L 검정도 적합한 수준이다.

B군에서도 재해발생 당시(이전) 인적특성에서 의미 있는 변수가 검증되지 않았다. 재해발생 당시(이전) 상용직 종사자였거나(β=17.610***) 고용보험 가입자(β=2.110**)였던 경우 ’15년도에 상용직 종사자일 확률이 높다. 반면 연령이 높거나(β=.934***) 직업복귀 소요기간이 길었다면(β=.955***) 비상용직 종사자로 귀결될 개연성이 증가하였다. 종사상 지위(재해발생당시)*교육수준의 조절효과가 검증되지 않으며, 조절변수 투입에 따른 모형의 변화도 확인되지 않았다. 이번 분석에서 ‘재해발생 당시(이전) 종사상 지위’의 계수는 A군･B군 모두에서 직장복귀 형태에 대한 분석보다 훨씬 높은 값을 도출하였다.

5. 괜찮은 직업복귀에 영향을 미치는 요인: 임금

다음으로는 ’15년 현재 임금(월)을 종속변수로 하였으며, 상관관계가 높은 ‘재해발생 당시(이전) 임금’은 모형에서 제하였다. A군에 대한 분석결과를 살펴보겠다. 모형 1에서 모형 3으로 갈수록 R -제곱 설명력과 Durbin-Watson 값이 개선되었다. 모형 3을 기준으로 직업복귀 후 교육수준이 높고(β=.141***), 재해발생 당시(이전) 종사했던 사업장의 규모가 클수록(β =.156***) 직업복귀 후 임금수준에 정(+)의 영향을 미치는 결과를 확인하였다. 또한 남성이고(β=.283***)과 원직장 복귀자이며(β=.250***), 직장복귀지원금 수급자였던 경우(β=.429***) 임금이 상승할 확률이 높았다. 이 때 직장복귀지원금 수급이력이 직장복귀 후 임금을 상승시킨다기보다는, 이들은 현재(’15년) 시점에도 원직장 복귀자일 가능성이 높다. 분석표본에서 직장복귀지원금 수급자의 평균임금이 비수급자(원직장 및 타직장 복귀자 포함)보다 높은데, 이들이 전체 원직장 복귀자 중에서도 수급자로 선별된 점으로 미루어 우위의 근로자였던 점이 주된 배경일 것으로 추측한다11). 조절변수에서는 종사상 지위(재해발생당시)*직업훈련(β=.080**)가 정(+)의 요인으로 산출되었다. 직업훈련 수급이력이 있다면 비교적 열위한 조건의 근로자였을 것이지만, 재해발생 당시 상용직 근로자일수록 근소하게나마 임금을 증가시키는 효과가 있음을 의미하고 있다.

한편 직업복귀 이후 현재(’15년) 연령이 높고(β=-.084**), 직장복귀지원금 수급기간 당시 임금에 대한 지원금 비율이 높을수록(β=-.500***) 직업복귀 이후의 임금수준이 낮다. 후자는 ’12~’14년 직장복귀지원금 수급기간 동안의 총임금 대비 지원금 총액의 비율이 높았던 사람일수록 직업복귀 이후 낮은 수준의 임금을 받는다는 사실을 의미한다. 분석표본에서 수급자의 87% 가량은 월 30만 원 지원금의 장해등급에 해당하고 평균 보조율은 약 27%이므로, 수급자가 대부분 저소득자였음을 유추할 수 있다. 이는 임금비에 대한 분석결과와 함께 살펴보도록 하겠다. 교육수준*직업훈련도 임금을 감소시키는 요인으로 작용하여(β=-.110**), 교육수준이 높더라도 직업훈련 수급이력이 있는 근로자라면 직업복귀 후 임금수준이 높지 않은 상태로 이해된다.

B군에서는 재해발생 당시(이전) ‘사업장 규모’가 정(+)의 방향으로 작용하며(β=.145***), 남성이며(β=.384**) 원직장 복귀자일수록(β =.163***) 직업복귀 후 임금이 높다. ‘성별’의 계수값은 A군에서 더 높은 수준으로 산출되었다. 첫 일자리까지의 직업복귀 소요기간은 유의수준에 근접한 수준에서 임금에 부적인 영향을 미치는 변인으로 나타났다(β=-.076, p=.051).

6. 괜찮은 직업복귀에 영향을 미치는 요인: 임금비

마지막 분석결과는 재해발생 당시의 임금을 현재(’15년)와 동일한 화폐가치로 조정하고, 2015년도 시점의 임금수준과 어떠한 변화가 발생하였는가를 살펴본 내용이다. 이 변수를 통해서 해당 임금이 산업재해로 노동시장을 이탈하였던 당시와 비교하였을 때 어느 정도의 변동이 있는가를 읽어낸다. 산출된 임금비가 ‘1’ 미만으로 재해발생 당시임금보다 감소한 경우와, 유지 또는 그보다 상승한 경우(‘1’ 이상)에 대한 더미변수로 생성하였다. 공통적으로 노동시장 복귀 이후(’15년) 임금은 재해발생 당시의 수준보다 감소시키며, 복귀 후 나이가 많은 경우에도 과거보다 임금이 줄어드는 경향을 확인할 수 있었다.

A군의 분석결과에서(모형 3) 재해발생 당시(이전) 인적특성 중 임금비에 양(+)의 관계를 생성하는 변수는 확인되지 않았다. 재해발생 당시(이전) 사업장 규모가 크고 (β=1.594**), 직장복귀지원금 수급이력이 있을 때(β=4.448**) 임금비는 상승하였다. 임금비에 부적인 영향을 미치는 요인은 재해발생 당시(이전)의 근로조건 중 임금(β=.991***)이나 계수는 크지 않은 편이다. 재해발생 이후 연령이 높으며(β=.961***) 직업복귀 소요기간이 길수록(β =.981**) 임금비를 감소시키는 관계로 나타났다. 또한 ‘직장복귀지원금 보조율’(β=.955**)이 확인되었는데, 이는 재해발생 당시 임금수준의 결과와 함께 직업복귀 이후에는 예전보다 임금이 약간 감소하지만 재해발생 전･후 변화가 크지 않은 현상으로 해석된다. 또 임금을 종속변수로 한 분석에서 언급하였듯 보조금계수는 분석표본의 수급자 중 저임금 근로자의 비중이 높기에 도출된 결과임을 뒷받침할 수 있다. 그리고 교육수준*직업훈련(β =.405**)이 임금비에 대한 조절변수로 작용하여, 교육수준의 차이가 있더라도 직업훈련 수급자였던 상태는 임금비의 차이를 발생하는 결과로 해석된다. 모형 1에서 모형 3으로 갈수록 Cox와 Snell의 R -제곱과 Nagelkerke R -제곱 추정치가 개선되었으며, H-L 검정도 적합한 수준이나 분류정확도는 다소 변화가 있었다.

B군에서 모형 3을 기준으로 재해발생 당시(이전) 자격증(전문기술)을 보유하거나(β=1.722**) 상용직 종사자일수록(β=2.908**) 임금비가 증가하였다. 반면 고졸 산재근로자는 대졸이상자보다 임금비가 하락할 확률이 높고(β =.373**), 재해발생 당시(이전) 임금도 약한 수준으로 음(-)의 영향을 미쳤으며(β=.992***) 남성이고(β=.507**) 연장자(β=.975**)인 점도 임금비를 감소시키는 요인으로 작용하였다. 모형 1보다는 모형 2에서 Cox와 Snell의 R -제곱과 Nagelkerke R -제곱 추정치, 분류정확도가 개선되었다.