職 業 能 力 開 發 硏 究 第21卷(1), 2018, 3, pp. 117∼151
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고용의 질이 근로자의 생활만족에 미치는 영향:
주관적 건강인식과 우울의 이중매개효과를 중심으로
곽 현 주*
1)
본 연구는 고용의 질이 근로자의 생활만족에 미치는 영향을 파악하고, 주관적 건강인식과 우울의 이중매개효과를 검증하고자 한다. 이를 위해 고진로 사회권 실태조사 자료 중 임금근로자 956명의 자료를 분석에 활용하였다. 고용의 질 지수를 구하기 위해 Hybrid 방식의 가중치 산정방법을 활용하였으며, 이중매개 효과를 검증하기 위해 SPSS를 위한 PROCESS macro 2.13을 사용하여 분석하 였다.
연구결과 첫째, 고용의 질이 높을수록 주관적으로 건강하다고 인식하는 것으 로 나타났다. 둘째, 고용의 질이 높을수록, 주관적으로 건강하다고 인식할수록 근로자의 우울 수준이 낮아지는 것으로 나타났다. 셋째, 고용의 질은 직접적으 로 생활만족에 영향을 미치면서, 주관적 건강인식과 우울의 이중매개 경로를 거쳐 간접적으로도 생활만족에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 연구결과를 토 대로 고용의 질을 개선하고 체계적으로 건강을 관리할 수 있는 정책적·실천적 방안을 제시하였다.
- 주제어: 고용의 질, 주관적 건강인식, 우울, 생활만족, 이중매개효과
투고일: 2018년 2월 5일, 심사일: 2018년 3월 4일, 게재확정일: 2018년 3월 13일
* 충북대학교 아동복지학과 강사([email protected])
Ⅰ. 서 론
자본주의 황금기를 지나 경제활동의 세계화는 대부분의 산업국가에 고용불안과 노 동의 쇠퇴라는 노동문제를 안겨주었다(이주희, 2012). 한국은 1997년 국제통화기금 (IMF) 관리라는 사상 초유의 경제위기를 극복하는 과정에서 신자유주의 고용유연화 전략을 지속적으로 추진하였고, 이는 노동시장에 큰 변화를 가져왔다(조임영, 2015). 특히 비정규직 또는 불안정 고용의 확산, 열악한 고용조건을 동반한 일자리 창출, 근속기간 축소, 근로빈곤의 증가, 근로환경의 질적 하락 등과 같이 임금근로자 들의 근로조건은 전반적으로 악화되었다(오세일·조재현, 2016; 이병훈 외, 2016).
즉, 과거 성장 위주 사회에서 주된 노동문제는 고용률, 실업률 등과 같은 양적인 측면 이었으나, IMF 이후 노동의 분절과 고용의 위기를 겪으며 최근에는 실업 뿐 아니라 고용안정, 근로환경개선, 근로자의 건강 및 안전 등 일자리의 질적 측면으로 노동문 제의 영역이 확대된 것이다(김범식 외, 2015; 김정우·김기민, 2016; 박광옥, 2016).
일자리의 질적 측면에 대한 관심은 한국만의 현상은 아니다. 선진국들은 경제성장 둔화와 높아진 실업률을 경험하며 이를 해결하기 위한 일자리 창출에 많은 관심을 가 져왔다. 그러나 21세기에 접어들면서 선진국을 비롯한 국제기구들은 양적인 측면이 아닌 질적인 차원에서 일자리에 대한 심도 있는 논의와 고민을 하기 시작했다. 국제 노동기구(ILO)는 1999년 87차 국제노동회의에서 ‘괜찮은 일자리(decent work)’란 개념을 처음 소개한 이후 이를 세계화된 노동에 대응하는 중점 이슈 중 하나로 설정 하였고(손지아·박순미, 2011), 유럽연합(EU)은 2000년에 ‘리스본 전략’ 발표를 통 해 ‘근로생활의 질(quality of work life)’이라는 개념을 유럽사회에 전달하였다(정 지영, 2013). 경제협력개발기구(OECD)는 2003년 국가 고용담당 장관회의에서 ‘더 많은 더 좋은 일자리(more and better jobs)’의 창출과 유지가 21세기 고용정책의 테마라고 제시하기도 하였다(방하남 외, 2007).
한국에서는 방하남 외(2007)의 연구를 기점으로 일자리의 질에 대한 연구가 본격 적으로 논의되기 시작했고, 고용현상을 논함에 있어 고용의 양적인 측면을 넘어 고용 의 질적인 측면에 대한 중요성을 더욱 강조하게 되었다. 그럼에도 정부차원에서 고용
의 질적 수준을 고려한 정책적 논의는 그다지 가시적인 결과로 이어지지 않았다. 이 명박 정부와 박근혜 정부의 고용유연화 정책을 골자로 하는 고용률 70% 정책은 고용 의 양적 측면에 치중한 나머지 질적 측면을 저하하였을 뿐 아니라 실질적인 양적 성 장도 저조했다는 평가를 받고 있다. 2017년 문재인 정부의 ‘국정운영 5개년 계획’에 서는 일자리는 늘리고, 비정규직과 노동시간은 줄이며, 고용의 질은 높인다는 기조로 소득 주도 성장의 첫 열쇠로 양질의 일자리를 강조한 측면이 부각되고 있다.
양질의 일자리란 “자유롭고, 공정하며, 안전하고, 인간적 품위가 존중되는 조건 속 에서 남녀 모두 종사하는 생산적인 일”을 지칭하는 개념이다(ILO, 1999). 어떤 일자 리에 종사하느냐는 개인의 인생 전반에 걸쳐 개인의 삶의 질과 만족도에 큰 영향을 줄 것이다(이규용 외, 2015). 노동자는 노동을 통하여 단순히 임금 획득만을 하는 것 은 아니고 자아를 실현하고 나아가 기술을 습득하고 능력을 유지·향상시키며 원만한 인간관계를 형성하는 등으로 참다운 인격의 발전을 도모함으로써 자신의 인격을 실현 한다(대법원 판례, 1996). 즉, 근로자는 일자리를 통해 생계를 위한 경제적 보상을 받기도 하지만, 그와 더불어 일자리를 통해 사회적 지위를 표출하고(방하남·이상호, 2006), 일자리 만족을 통해 삶에 대한 만족을 얻기도 한다.
따라서 열악하고 불안정한 고용환경은 경제적 결핍, 사회적 박탈 등을 경험하게 하 여 결과적으로 노동자의 삶 전체의 불안정이라는 사회문제를 가져온다(조성혜, 2005). 열악한 환경의 노동자들은 그렇지 않은 노동자들에 비해 더 위험하고 힘든 작업에 종사하면서도 사회안전망으로부터 배제되어 건강에 상당한 부정적 영향을 미 치고(김유선, 2016) 결과적으로 건강불평등을 초래하는 것으로 평가된다(Benach et al., 2014). 2016년 발생한 구의역 하청업체 노동자 사망사건, 2016년 거제 삼 성중공업 크레인 사고, 2017년 경부고속도로 버스 추돌사고는 모두 열악한 고용환경 과 재해사고가 얼마나 관련이 깊은지를 여실하게 보여주는 사건이다. 또한 실제로 최 근 5년간 국내 주요 30대 기업의 중대재해 사망자 중 86.5%는 하청노동자였다(박주 영 외, 2016).
이와 같이 근로자들의 열악한 고용환경이 근로자간 건강불평등을 초래하고, 노동자 의 삶의 안정을 위협해 근로자 개인은 물론 조직 및 사회적 문제로 부각됨에 고용의 질이 미치는 다양한 결과들에 대한 연구가 꾸준히 진행되어 왔다. 많은 선행연구에서 고용의 질로 인해 발생하는 정신적·신체적 건강의 결과에 주목해 왔다. 특히 우울은 근로자의 정신건강문제 중 대표적인 것으로 꼽히는데(이현경 외, 2013; Bender &
Farvolden, 2008), 2011년 근로환경조사에 의하면 근로자의 75%가 직무와 관련 하여 우울을 경험한 적이 있는 것으로 나타났다. 근로자의 우울은 직장 혹은 직업에 대한 불만과 분노, 삶의 만족도 저하, 대인관계의 어려움 및 가족갈등, 자살, 사회적 위축 등의 부정적인 결과를 초래할 수 있는 것으로 알려져 왔다(유정원·송인한, 2016; Benach et al., 2014; Nishimura, 2011). 이러한 근로자 우울의 원인에 대해 많은 선행연구에서는 근로환경 및 고용형태 등의 고용의 질과의 관련성을 보고 하였는데 대체적으로 고용의 질이 열악할수록 우울 증상이 높게 나타나는 것으로 확 인되었다(하영미·박현주, 2016; Benach et al., 2007).
또한 고용의 질은 근로자의 신체적 건강에도 영향을 미치는 것으로 알려져 있다.
선행연구들에서는 고용의 질적 측면을 통합적이지 않은 단편적인 수준에서 제시하고 있기는 하지만, 그럼에도 이들 연구들은 고용의 질이 열악할수록 신체적 건강에 부정 적 영향을 미침을 일관되게 보고하고 있다. 비정규직의 신체적 건강이 정규직에 비해 나쁜 것으로 나타났으며(박주영 외, 2016), 불안정근로자의 고용특성(임금수준, 근 속기간, 직종, 업무 마감 압박, 업무 관련 만족도)이 열악할수록 건강 인식이 나빠지 는 것으로 나타나기도 하였다(박종식·이경용, 2014; 정세정, 2016). 자신의 신체 및 일상생활의 리듬과는 다른 시간에 근무하는 야간근무나 교대근무가 24시간 주기 의 생체리듬을 파괴하여 여러 신체적 건강문제를 야기한다고 보고하기도 하였다(김덕 진·이현주, 2017; 배규식 외, 2013).
고용의 질은 근로자의 생활에 대한 만족감에도 많은 영향을 미친다. 근로자에게 일 자리는 생계를 위한 소득을 얻는 장소일 뿐만 아니라 일생의 상당 부분을 머무르는 곳이기 때문에 근로자의 삶의 질은 근로자가 하는 일에 직접적인 영향을 받을 수밖에 없다. 즉 일자리는 생활의 만족을 구하는 곳이기도 하다. 선행연구에서도 일자리에 대한 만족이 생활에 대한 만족에 긍정적 영향을 미치는 것으로 보고되었고(민경진 외, 2004; 제갈돈·김태형, 2007), 임금수준, 임금결정방식, 근로시간, 고용형태, 기 업특성, 노동조합 유무, 근속기간 등의 일자리 특성이 근로자의 행복에 영향을 미치 는 것으로 보고되기도 하는 등 고용의 질과 근로자의 생활만족도는 밀접한 관련이 있 는 것으로 나타났다(안주엽 외, 2015).
이와 같이 고용의 질이 근로자의 삶에 미치는 다양한 결과들에 대한 연구가 진행되 어 왔지만, 통합적인 시각에서 고용의 질이 미치는 결과를 다룬 연구는 거의 없다. 무 엇보다 고용의 질이 야기하는 건강불평등이 심각한 사회 문제로 부각되고 있음에도
건강불평등으로 인한 부정적 결과에는 사회적 관심이 부족한 것이 현실이다.
Benach et al.(2014)이 근로자는 불안정 고용으로 인해 열악한 근로환경, 사회적·
물질적 결핍, 심리·사회적 스트레스에 노출됨으로써 건강을 비롯한 삶의 질에 영향을 받게 된다는 3가지 경로모형을 제시하기는 하였지만, 이 모형에서는 고용의 특성으로 서 불안정 고용이 미치는 영향을 설명하였기 때문에 통합적 의미의 고용의 질이 미치 는 영향을 설명하기에는 다소 부족한 측면이 있다.
이에 본 연구에서는 고용의 질이 미치는 다양한 결과들에 주목하여 제시된 결과들 간의 상호 관련성을 탐색하고자 한다. 이를 위해 고용의 질이 근로자의 생활만족에 미치는 영향을 확인하고, 주관적 건강인식과 우울이 고용의 질과 생활만족을 매개하 는지를 살펴보고자 한다. 이를 통해 고용의 질이 근로자에게 미치는 총체적 영향력을 규명하고 근로자 고용의 질적 개선의 중요성을 확인할 수 있는 기초자료를 제시하고 자 한다.
Ⅱ. 이론적 배경 및 선행연구 검토
1. 고용의 질의 개념과 측정
고용의 질은 단순히 고용되었는가의 여부가 아니라 어떻게 고용되어 있느냐를 의미 한다(김정우·김기민, 2016; 이상헌, 2005). 고용의 질은 일반적으로 구체적인 일자 리뿐만 아니라 노동시장 및 일반적인 고용과 관련된 객관적인 특성, 근로자의 특성, 근로자와 고용특성 간의 조화, 고용의 특징에 대한 근로자의 주관적인 평가를 포함한 다(박현정, 2010). 고용의 질에 대한 구체적인 논의는 1999년 ILO의 ‘괜찮은 일자 리(Decent Work)’ 개념으로 시작되었는데, 이 개념은 “남녀노소 관계없이 모든 사 람들이 자유, 평등, 안전, 인권이라는 보편적 조건 하에서 보다 온전하고 생산적인 일 을 할 수 있는 기회를 촉진”하는 것을 목표로 하고 있다(방하남 외, 2007; ILO, 1999). 이후 ILO(2001)는 노동의 질을 측정하는 지표를 개발하여 국제비교를 시도 해 왔는데, ILO의 괜찮은 일자리 측정기준은 고용기회, 철폐되어야 할 노동, 적당한 수입과 생산적 노동, 적절한 노동시간, 고용안정성, 일과 가정의 양립, 고용평등, 안
전한 작업환경, 사회보장, 사회적 대화, 경제사회적 맥락 등이다.
EU(2000)는 리스본 회의에서 ‘리스본 전략’ 발표를 통해 지속가능한 발전과 더불 어 더 많은 일자리 창출과 사회적 통합을 지향하기 위한 지식기반경제사회로의 이행 을 선언하였고, ‘근로생활의 질(Quality of work life)’이라는 개념을 유럽복지체계 구축을 위한 핵심 요소로 선언하였다. 이어 2001년 유럽이사회에서는 ‘노동과 고용 의 질(Quality of work and employment)’을 측정하기 위한 중요한 지표로 일 자 체의 본질적 질, 숙련·평생교육·경력개발, 남녀평등, 직장보건과 안전, 유연성과 안정 성, 노동시장 접근가능성과 통합, 작업조직 및 일과 생활의 균형, 사회적 대화와 노동 자 참여, 다양성과 비차별, 전반적 업무성과를 기준으로 채택하였고 그 기준에 따른 구체적인 핵심지표도 함께 마련하였다(김정우·김기민, 2016).
한편 고용의 질에 대한 초기의 대표 연구자인 Jencks et al.(1988)은 ‘바람직한 일자리가 무엇인가’에 대한 연구를 수행하였다. Jencks et al.(1988)은 바람직한 일 자리 지수(Index of Job Desirability)의 하위 영역으로 임금, 부가급여 등의 금전 적 영역뿐만 아니라 직업지위, 훈련 및 승진기회, 위험, 노동시간, 자율성, 권한, 교 육자격, 기술적 특성, 조직환경 등의 비금전적 영역을 제시하였고, 요인분석을 통해 각 영역의 변수에 가중치를 부여하여 단일지수로 구성하였다. 이들은 분석결과를 통 해 고용의 질 측면에서 비금전적 특성들의 집합적 효과가 임금요인 못지않게 중요함 을 부각시켰다(남춘호, 2011).
국내의 고용의 질에 관한 연구로는 방하남·이상호(2006)의 연구가 선도적인데, 이 들은 임금, 직업위세, 직무만족도 등의 좋은 일자리 척도를 구성하여 한국노동연구원 의 ‘한국노동패널’ 자료를 분석하였다. 김상욱·방하남(2007)은 사회학, 경제학, 심리 학 등의 이론을 기초로 하여서 좋은 일자리 구성을 위한 지표를 구성하고 ‘한국종합사 회조사’ 자료를 이용하여 공변량구조분석(LISREL) 방식을 통한 실증분석 결과 임 금, 직업위세, 권위, 고용안정성 등이 핵심지표이며, 이 지표들을 합성한 지수가 타당 도를 구비한다고 보고하였다. 어수봉·조세형(2006)은 고용률, 상용근로자 비율, 노 동조합 조직률 등 고용의 질과 관련된 8개 지표를 활용하여 고용의 질 지수를 측정하 였다. 그러나 이 연구는 개별 근로자 단위가 아닌 국가 단위에서 지수를 작성하였고, 합성지수를 작성할 때 가중치를 반영하지 않았다는 한계를 지니고 있다. 노용환·신종 각(2007)은 실업률, 고용률, 임시일용직 비율, 평균소득 등 11개 지표에 대해 주성 분 분석을 활용한 가중평균 방식으로 한국의 일자리 질 지수를 측정하였다.
한편 우리나라의 고용의 질 지표개발 연구는 방하남 외(2007)가 대표적이다. 방하 남 외(2007)는 한국노동연구원의 ‘한국노동패널’ 자료와 한국고용정보원의 ‘산업별 직업별 고용구조조사’ 자료를 이용하여 근로자 개인수준에서 고용의 질을 측정하였다.
정규직 여부, 월평균 임금, 주당 근무시간 등을 주요 측정 변수로 하고, 계층화분석법 (Analytic Hierarchy Process, AHP)을 사용하여 가중치를 구한 후 고용의 질 지 수를 산출하였다. 홍성우(2008)는 2006년 한국고용정보원의 ‘산업별 직업별 고용구 조조사’ 자료를 활용하여 월평균 임금, 주당 근무시간, 정규직 여부, 직무의 사회적 위세 등 4가지 변수를 가지고 고용의 질 지수를 산출하였으며, 가중치 산출을 위해 방하남 외(2007)의 가중치를 그대로 적용하였다. 김범식 외(2015)는 ‘지역별 고용 조사’의 가구주 조사 자료를 활용하여 임금근로자의 고용의 질을 측정하였다. 합성지 수 작성을 위해 임금, 고용안정성, 근로시간, 사회보험 유무, 직업의 사회적 위세 등 주요 5가지 항목의 상대적 중요도를 평가하였으며, 이를 위해 계층화분석법을 이용한 전문가 설문조사를 실행하였다. 김정우·김기민(2016)은 고용의 질 지표를 고용안정 성, 임금과 복리후생, 근로여건, 고용평등, 교육훈련, 공정한 갈등해결 시스템의 6가 지 하위영역으로 구성하였다. 6가지 지표 하의 17가지 세부항목들로 계산된 지표값 을 정규화하여 개별 지표의 평균을 구한 다음 이를 통해 단일한 고용의 질 지수를 구 했으며, 이 과정에서 지표별 가중치 부여를 위해 주성분분석을 실시하였다.
이상과 같이 고용의 질에 관한 대부분의 선행연구들은 고용의 질이 갖는 다면적 측 면을 고려하여 합성지수적 관점에서 고용의 질을 측정하고자 하였고, 합성지수 안에 어떤 지표들을 포함할 것인지, 합성지수 산출의 핵심인 가중치를 어떠한 방식으로 부 여하는가가 고용의 질 구성의 핵심으로 평가받고 있다(김정우·김기민, 2016).
2. 고용의 질과 건강불평등
건강불평등이란 개인 및 집단들 사이에 나타나는 건강의 차이(difference), 변이 (variation), 격차(disparities)를 의미한다(Kim, 2015; Rainham, 2007).
1980년대 이후 선진국을 중심으로 진행된 건강불평등에 관한 논의는 구성원간의 건 강 수준의 차이가 소득수준, 교육수준, 직업계층과 같은 사회경제적 지위, 성별, 인종 또는 지리적 위치 등의 요인과 관련되는 것에 주목한다(이재부, 2010). 건강불평등 모델 중 사회적 원인론에 따르면 사회경제적인 지위, 종교, 사회적 네트워크와 같은
사회적 요인에 따라서 개인이 체험하는 사회적 경험이 다르고, 이러한 경험에 의해 형성된 행동적 또는 정서적 특징의 차이가 결과적으로 건강불평등으로 연결된다고 설 명한다(권태연, 2012; House 2002).
특히 개인의 삶에서 중요한 부분을 차지하는 노동은 건강에 많은 영향을 미치는 것 으로 알려져 있다. 업무의 자율성, 업무의 강도, 급여수준, 직장 내 지위와 계급, 직 업에 대한 기대와 평가 등과 같은 노동 특성에 따라 건강 수준에 차이가 나타난다는 것은 선행연구를 통해 지적되어 왔다(김지인, 2012; 최선희 외, 2007). 실제로 실 업과 건강의 관계(Cook et al., 1982), 직업지위 및 임금과 건강의 관계(Arber, 1991), 국가 경제상황과 사망률의 관계(Brenner, 1987), 실업과 사망률의 관계 (Voss, 2004) 등과 같은 연구는 노동 상황이 건강불평등을 설명하는 주요한 요인임 을 확인시켜 준다(신순철·김문조, 2007 재인용).
고용과 건강과의 관계를 다룬 연구들은 고용조건을 차별 또는 불평등의 관점에서 분석한다. 개인의 선호가 아닌 힘이 노동시장에 작동하여 고용조건을 결정하고, 개인 의 심리사회적 요인과 건강행동에 영향을 미쳐 건강문제를 발생시킨다고 보는 것이다 (정혜주, 2011). 사회구조적 관점에서 고용관계와 건강불평등을 설명한 연구가 존재 하는데, WHO 산하 건강의 사회적 결정요인 위원회(Commission on Social Determinants of Health)에서 활동한 고용관계 지식네트워크(Employment Conditions Knowledge Network, EMCONET)는 고용관계가 건강에 영향을 미 치는 경로에 관한 거시적·미시적 개념적 모형을 제시하였다(Benach et al., 2007).
이 개념에 따르면 거시적 수준에서 노동시장과 복지제도는 시장·정부·사회의 권력관 계로부터 영향을 받고 다시 노동시장과 복지제도는 고용조건에 영향을 미치며 고용조 건은 물질적 조건과 근로환경을 결정한다(최나혜, 2016). 미시적 수준의 개념적 모 형에서는 고용조건이 물질적 조건과 근로환경을 통해 행태적, 심리사회적, 생리병리 적 경로를 거쳐 건강불평등에 영향을 미치므로(Benach et al., 2007), 근로자의 작 업장 내의 안전과 건강증진을 위한 정책 및 제도적 개입이 필요하다고 강조하였다(박 주영 외, 2016).
미시적 수준에서 노동과 건강의 관계를 다룬 연구들 중 노동자의 계층에 주목한 연구 가 있는데, 이들 연구에서는 노동자 지위와 계급, 직종, 직업에 대한 사회로부터의 기 대와 평가 등 노동자의 계층적 특성에 따라 건강수준이 다르다고 밝혔다. 육체 근로자 가 비육체 근로자에 비해 건강수준이 낮은 것으로 나타났으며(김창엽, 2004), 노무직
근로자가 비노무직에 비해 사망과 사망위험비가 높은 것으로 나타났다(Mackenbach et al., 1997). 관리직, 사무원, 숙련공, 비숙련공, 농부로 사회계층을 나누어 사망률 을 조사한 연구결과는 비숙련공의 사망률이 가장 높게 조사되었고(Kaplan, 1996), 성별 구분 없이 비전문직 종사자는 허혈성 심장질환, 심장병 등에 따른 사망률이 다른 사회계층보다 높은 것으로 나타났다(이훈희, 2016; Pekkanen et al., 1995).
또한 일은 우리의 정신건강에도 영향을 미친다. 개인이 하는 일에 불만족을 느끼거 나 일을 통해 원하는 것을 얻지 못할 경우, 이런 불만이 비록 사회생활과 가정생활에 직접으로 영향을 미치지는 않을지라도 개인은 불쾌한 기분으로 생활을 할 수 밖에 없 다(Gini, 2007). 박경옥(2004)은 작업환경과 더불어 주당 근무시간, 공식적인 휴식 시간 유무, 교대근무 유무와 스트레스 수준과의 관련성을 분석하였는데, 주당 근무시 간이 길수록, 직장 내 공식적인 휴식시간이 없을수록, 주당 정해진 근무시간 이외에 초과근무시간이 증가할수록 스트레스 수준이 높아진다고 보고하였다. 유정원·송인한 (2016)은 제7차 한국복지패널에서 임금근로자 총 3,699명의 자료를 분석하였는데, 고용의 질은 임금수준, 근로시간, 노동조합 가입, 작업장환경 등의 문항으로 구성하 였다. 분석결과 고용의 질과 우울 간에 부적으로 유의미한 관계가 발견되었고 인지된 경제수준은 이 관계에서 부분적으로 매개효과를 갖는 것으로 검증되어 고용의 질이 낮을수록 인지된 경제수준도 낮아지고 우울은 높아지는 것으로 확인되었다.
결과적으로 낮은 고용의 질은 다음과 같은 맥락에서 근로자의 건강불평등에 영향을 미친다(이상록 외, 2017). 첫째, 고용주는 열악한 고용환경에 놓인 근로자를 주변부 노동자로 인식하여 투자를 덜하게 되고, 투자 결여는 직무 불만족과 직무스트레스 등 을 높이는 결과들을 초래하게 되며, 이는 근로자들의 낮은 건강상태로 귀결될 것이다 (Zeytinoglu et al., 2004). 둘째, 더 많이 부과되는 직무에 대한 요구, 근로 과정 상의 낮은 자기 통제 및 미흡한 보상 등을 경험하는 근로자는 노력한 만큼 보상받지 못한다는 상대적 박탈감으로 인해 다양한 정신건강 문제뿐만 아니라 심혈관계 질환이 발생되거나 주관적 건강상태가 악화되는 것으로 나타나고 있다(Siegrist &
Marmot, 2004). 셋째 지속적으로 근무할 수 없을 것이라는 고용불안정 및 열악한 근로제공 방식, 근로시간, 근로형태 등과 같은 고용조건은 조직에 대한 회의와 함께 근로자의 미래 생활에 대한 불안감을 야기하여, 조직 헌신과 직무 수행의 질을 낮추 고 근로자의 심리사회적 측면에도 부정적 영향을 미치는 것으로 평가되고 있다(Cobb
& Kasl, 1997).
3. 고용의 질과 생활만족
일반적으로 우리는 깨어 있는 시간의 3분의 2 정도를 일에 쏟아 붓고 있기 때문에 자연스럽게 작업환경에 의해 육체·심리·사회적 측면에서 복합적으로 영향을 받게 된 다. 일은 삶의 필요조건이자 특정한 생활양식을 유지하기 위한 필수적 활동이지만, 어떤 일자리에 종사하느냐는 개인의 인생 전반에 걸친 삶의 질 및 생활만족도에 지대 한 영향을 미친다고 할 수 있다(이규용 외, 2015; 정지영 2013).
일과 생활만족의 관계를 다룬 대다수의 선행연구들은 일자리 특성 자체보다는 일자리 를 통해 느끼는 직무만족이 생활만족에 유의한 영향을 미친다는 전이모형(spillover model)을 지지하고 있다(민경진 외, 2004; 제갈돈·김태형, 2007). 전이모형은 개 인 생활의 한 영역의 만족은 다른 영역으로 확장된다는 이론으로, 하루 중 많은 시간 을 직장에서 보낼 뿐만 아니라 업무가 생활의 중심이기 때문에 직무만족과 생활만족 의 관계를 설명할 수 있다는 것이다. 제갈돈·김태형(2007)은 안동시 공무원 280명 을 대상으로 직무만족과 삶의 만족의 관계에 대해 연구하였는데, 분석결과 지방공무 원의 직무만족은 삶의 만족에 정적으로 효과를 미치는 것으로 나타났다. 방하남 (2000)은 한국노동패널(1999년도) 자료를 이용하여 근로자의 전반적인 생활만족도 를 결정하는 요인과 직무만족도와의 상호작용효과를 분석하였는데, 직무만족도가 생 활만족도에 상당한 영향을 주는 것으로 나타났다.
이인숙·배화숙(2008)은 한국노동패널(2006년도) 자료를 이용하여 근로자의 생활 만족도에 영향을 미치는 요인을 분석한 결과, 사회경제적 지위, 종사상지위, 일자리 만족도 등과 같은 일자리 요인이 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 김왕배 (1995)는 전국의 제조업과 서비스업체 근로자 1,352명을 대상으로 생활만족도에 영 향을 미치는 요인을 분석하였는데, 결혼상태, 학력, 연령, 주거상태, 현재 계층귀속, 조직헌신, 자긍심 등이 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 민경진 외(2004) 의 연구에서도 직무불만족 요인이 공무원의 사기를 저하시키고 이것이 삶의 만족에 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉 근로자의 일자리의 질은 삶에 큰 영향을 주며, 근로 자의 행복감을 설명하는 가장 큰 부분은 직업에서의 생활이라 할 수 있다.
한편 일부 선행연구에서 생활만족도는 행복감(Happiness)의 개념과 혼용되어 사 용되기도 하였다. 안주엽 외(2015)의 연구에서는 행복이란 개념을 사용하여 일과의 관계를 살펴보고 있는데, 특히 임금근로자의 인구사회학적 특성과 가구소득 및 가구
재정 관련 특성에 추가하여 일자리 특성이 임금근로자의 행복에 미치는 효과를 살펴 보았다. 여기에서 고려한 일자리 특성으로는 임금수준, 임금결정방식, 근로시간 관련 특성, 고용형태 관련 특성, 노동조합 유무와 조합원 가입 여부, 기업특성 및 근속기간 등이다. 연구결과, 남성근로자에게는 시간당 임금, 정규근로시간, 근무시간의 규칙 성, 비정규직 고용형태의 자발성, 기업 유형 등 상대적으로 다양한 요인들이 통계적 으로 유의한 영향을 미치는 반변, 여성 임금근로자의 행복결정요인에서는 시간당 임 금, 정규직 여부, 고용형태의 자발성만이 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이렇듯 연구자마다 다소 차이는 있지만 생활만족에 있어서 중요한 논의는 일반적으로 생활하면서 경험하는 것들, 개인이 가지고 있는 것을 기반으로 자신의 삶 에 대해 주관적으로 느끼고 평가하는 것이라 할 수 있다(이중섭, 2009).
Ⅲ. 연구방법
1. 연구문제와 연구모형
고용의 질이 근로자의 생활만족에 미치는 영향을 파악하고, 주관적 건강인식과 우 울의 이중매개효과를 검증하기 위하여 설정한 연구문제 및 연구모형은 아래와 같다.
연구문제 1. 고용의 질이 높을수록 근로자의 생활만족은 높아질 것이다.
연구문제 2. 고용의 질이 근로자의 생활만족에 영향을 미치는 관계에서 주관적 건 강인식이 매개할 것이다.
연구문제 3. 고용의 질이 근로자의 생활만족에 영향을 미치는 관계에서 우울이 매 개할 것이다.
연구문제 4. 고용의 질이 근로자의 생활만족에 영향을 미치는 관계에서 주관적 건 강인식과 우울이 이중 매개할 것이다.
[그림 1] 연구모형
2. 분석자료 및 조사대상
본 연구를 위해 한국사회기반연구사업(SSK)의 일환으로 이화여자대학교에서 실 시한 고진로 사회권(High Road Social Right) 실태조사 원자료를 분석에 활용하였 다. 이 자료는 전국의 만 19세 이상 경제활동인구(임금근로자, 비임금근로자, 실업 자)를 모집단으로 하고 있으며, 표본은 2014년 8월 통계청의 경제활동인구조사에 근 거한 지역, 성, 연령, 종사상 지위별 비례할당을 통해 추출하였다(이주희·김명희, 2015) 설문조사를 진행하기 전에 대학의 생명윤리위원회의(IRB)1) 심의를 거쳤으 며, 리서치기관의 면접원이 가구 방문을 통해 구조화된 설문지를 이용하여 일대일 대 면면접조사(face to face interview)를 하는 방식으로 설문조사가 이루어졌다(최은 영, 2016). 설문조사는 2015년 1월부터 3월까지 진행되었으며, 최종 표본은 1,507 명이었다. 본 연구에서는 주요변수인 독립변수가 고용의 질이기 때문에 현재 임금근 로자인 사람만을 대상으로 하였다. 최종적으로 주요 변수의 결측치와 이상치를 제외 한 956명을 분석대상으로 삼았다.
1) IRB No. 이화여자대학교 84-2.
3. 조사도구
가. 독립변수: 고용의 질
1) 고용의 질 지수 구성
본 연구에서는 고용의 질 지수를 측정하기 위해 선행연구를 바탕으로 직무특성, 고 용안정성, 보상, 근로조건, 관계를 사용하였으며 변수의 구성방법은 <표 1>과 같다.
<표 1> 고용의 질의 구성요인과 구성방법 구성
요인 세부지표 내용(*은 역점수화하여 사용)
직무 특성 (4)
권한 (총 3개)
인사고과권, 결재권, 지휘감독 및 통제권을 가지고 있는지 여부
→ 각 항목 여부 합산, 0~1로 표준화
자율성 업무자율성에 대한 만족 정도(4점 척도)* → 0~1로 표준화 직무내용 하고 있는 일의 내용에 대한 만족 정도(4점 척도)* → 0~1로 표
준화 숙련향상
가능성
일을 통해 나의 기술이나 능력이 향상되는지에 동의하는 정도 (4 점 척도)* → 0~1로 표준화
고용 안정성
(3)
정규직/
비정규직 여부
정규직: 1, 비정규직: 0 → 0~1로 표준화
취업안정성 취업의 안정성에 대한 만족 정도(4점 척도)* → 0~1로 표준화 계속근로
가능성
회사가 폐업이나 고용조정을 하지 않는다면, 원하는 한 계속 직장 에 다닐 수 있는지 여부(예: 1, 아니오: 0) → 0~1로 표준화
보상 (3)
임금 시간당 임금으로 변환하여 로그화 → 0~1로 표준화 부가급여
(총 8개)
부가급여나 복리후생, 사회보험 가입여부 → 각 항목 여부 합산, 0~1로 표준화
임금만족 임금 또는 소득에 대한 만족 정도(4점 척도)* → 0~1로 표준화 근로
조건 (3)
노동감시 회사가 본인을 얼마나 감시하는지 생각하는 정도(5점 척도)*
→ 값이 클수록 노동감시가 약함, 0~1로 표준화
노동환경 노동환경에 대한 만족 정도(4점 척도)* → 0~1로 표준화 노동시간 노동시간에 대한 만족 정도(4점 척도)* → 0~1로 표준화
관계 (2)
노조가입
직장에서 노동조합에 가입되어 있는지 여부
노동조합이 있고 가입대상이지만 가입하지 않았음, 노동조합에 가 입함: 1
노동조합이 없음, 노동조합이 있으나 가입대상이 안됨: 0
→ 0~1로 표준화
인간관계 일자리 관련하여 의사소통 및 인간관계에 대한만족 정도 (4점 척도)* → 0~1로 표준화
2) 고용의 질 지수 측정
고용의 질 지수를 계산하기 위해 5가지 지표 하의 15가지 세부 항목들로 계산된 지표값을 표준화하여 개별 지표별 평균을 구했고, 이를 통해 단일한 고용의 질 지수 를 구했다. 본 연구에서는 고용의 질 지수를 구하기 위해 Hybrid 방식의 가중치 산 정방법을 활용하였다. Hybrid 방식의 가중치 산정방법은 상관분석방법과 회귀분석 방법을 결합한 것으로, 안정적이지만 변별력은 약한 상관분석과 변별력은 높으나 안 정성은 미약한 회귀분석의 장단점을 반영하여 가중치를 각각 50%의 비율로 보완한 가중치 산정방법이다(조용준·김영화, 2006).
본 연구의 고용의 질 지수 산정 방식은 다음과 같다. 우선 먼저 다양한 척도로 구성 되어 있는 세부지표들을 아래의 식(1)의 방식으로 0에서 1의 값을 가지도록 하였다.
(1)
다음으로 동일한 가중치를 이용하여 5가지의 하위차원을 측정할 수 있는 식을 아래 와 같이 만들었다. 세부지표들은 응답분포를 반영하여 모두 0에서 1로 표준화시킨 값 으로 전환하였으므로 각각의 지수의 점수는 최소 0, 최대 100이 된다.
직무특성=(1/4권한+1/4자율성+1/4직무내용+1/4기술향상)×100 고용안정=(1/3정규직+1/3취업안정성+1/3계속근로가능)×100
보상=(1/3임금+1/3부가급여+1/3임금만족)×100 (2)
노동조건=(1/3노동감시+1/3노동환경+1/3노동시간)×100 관계=(1/2노조+1/2인간관계)×100
다음으로 Hybrid 방식의 가중치 산정에 앞서 상관분석과 회귀분석을 통해 가중치 를 산정하였다. 상관분석을 통한 가중치는 고용의 질을 구성하는 5개의 하위차원과 일차적으로 산정된 고용의 질과의 상관계수를 토대로 상관계수의 합을 기준으로 하여 상대적 크기를 가중치로 산정하였다. 회귀분석을 통한 가중치는 고용의 질을 구성하 는 하위차원을 독립변수로 하고 일차적으로 산정된 고용의 질을 종속변수로 하여 회 귀분석을 실시한 뒤, 도출된 표준화 회귀계수의 상대적 크기를 중요도로 산출하였다.
마지막으로 Hybrid 방식의 가중치 산정방법을 활용하여 고용의 질 지수를 산출하 기 위해 상관분석의 가중치와 회귀분석의 가중치를 결합하였다. 이를 위해 각각의 가 중치에 50%의 비율을 주어 전체 합이 1이 되도록 산출하였다. 즉, 각 속성별 중요도
는
×
×
(3)
로 정의된다. 여기서 는 각 속성별 전반적 고용의 질과의 상관계수, 는 각 속성 별 회귀계수, 은 속성의 갯수이다. 이와 같은 방법으로 아래의 식(4)과 같은 고용의 질 함수를 도출하였다.
(4)
고용의 질=0.5(0.202직무특성+0.230고용안정+0.226보상+0.159노동조건+0.183관계)+
0.5(0.150직무특성+0.275고용안정+0.180보상+0.158노동조건+0.238관계)
나. 종속변수: 생활만족
조사대상자의 생활만족도는 “현재의 전반적인 생활수준에 만족하십니까”라는 문항 에 대해 ‘매우 만족’(1), ‘대체로 만족’(2), ‘보통’(3), ‘별로 만족하지 않음’(4), ‘전혀 만족하지 않음’(5)으로 점수화하여 측정한 값을 역코딩하여 ‘전혀 만족하지 않음’에 1, ‘매우 만족’에 5를 부여하였다. 점수가 높을수록 생활만족도가 높음을 의미한다.
다. 매개변수
1) 주관적 건강인식
주관적 건강인식은 건강에 대한 주관적인 평가를 의미하며, 건강 측정을 위해 가장 널리 쓰이는 도구 중 하나이다(남석인 외, 2016). 본 조사에서는 “귀하께서는 현재 본인의 건강상태가 어떠하다고 생각하십니까”라는 질문에 5점 리커트 척도로 ‘매우 좋
음’(1), ‘좋음’(2), ‘보통’(3), ‘나쁨’(4), ‘매우 나쁨’(5)으로 응답하게 되어 있으나, 본 연구에서는 역코딩하여 점수가 높을수록 주관적으로 인식하는 건강상태가 긍정적인 것으로 변환하였다.
2) 우울
우울은 CES-D10(Center for Epidemiologic Studies Short Depression Scale)을 활용하였다. 이는 지난 1주일 동안 느낀 감정(‘상당히 우울했다’, ‘마음이 슬펐다’ 등)과 관련된 10개 항목을 어느 정도 자주 경험했는가를 측정한 값이다. ‘극 히 드물다’, ‘가끔 있었다’, ‘종종 있었다’, ‘대부분 그랬다’의 답변 중 ‘극히 드물다’의 경우에는 1점, ‘가끔 있었다’는 2점, ‘종종 있었다’ 3점, ‘대부분 그랬다’의 경우에는 4 점을 할당하여 모두 더하면 10점에서 40점의 값을 갖도록 하였다. 문항의 내적 신뢰 도는 .775로 나타났다. 기초분석 결과 우울 점수의 최빈값이 14점이고 최저 10점에 서 최고 32까지 오른쪽으로 꼬리가 긴 연속형 분포를 보이고 있어 자연로그를 취해 정규분포에 근사하도록 하였다. ‘즐겁게 생활했다’의 경우에는 역코딩하여 점수를 부 여하였다. 점수가 높을수록 우울수준이 높음을 의미한다.
라. 통제변수
본 연구의 통제변수로 성별, 연령, 학력, 혼인상태를 투입하였다. 성별은 남성은 1, 여성은 0으로 더미변수화 하였고, 연령은 20대를 기준으로 30대, 40대, 50대, 60대 이상으로 나누어 더미변수화 하였다. 교육수준은 무학, 초졸, 중졸, 고졸, 전문대졸, 대졸, 대학원 석사졸, 대학원 박사졸의 8단계로 측정된 것을 고졸 이상을 기준으로 중졸 이하와 전문대졸 이상으로 나누어 더미변수화 하였다. 혼인상태는 미혼, 기혼 (사실혼 포함), 사별, 이혼으로 구분된 것을 기혼을 기준으로 미혼과 사별·이혼으로 더미변수화 하였다.
4. 분석방법
우선 본 연구에서는 세부 요인별로 고용의 질 값을 구한 다음 Hybrid 방식의 가중 치 산정방법을 활용하여 고용의 질 지수를 산출하였다. 본 연구의 실증분석을 위한
통계처리는 SPSS 18.0 프로그램을 사용하였다. 주요 변수의 신뢰도를 검증하기 위 해 Cronbach α 값을 구하고 조사대상자의 인구사회학적 특성을 확인하기 위해 빈도 분석을 실시하였다. 주요변수의 일반적인 특성을 확인하기 위해 기술통계분석을 실시 하였고, 조사대상자의 인구사회학적 특성에 따른 각 집단별 고용의 질, 주관적 건강 인식, 우울, 생활만족의 차이를 살펴보기 위해 t-test와 ANOVA 검증을 하였으며, 주요 변수 간 상관분석을 실시하여 상관계수를 파악하였다.
또한 고용의 질이 근로자의 생활만족에 미치는 영향을 확인하고, 주관적 건강인식 과 우울의 이중매개효과를 검증하기 위해 Hayes A. 교수가 제안한 SPSS를 위한 PROCESS macro2.13을 사용하여 분석하였다. PROCESS macro는 PROCESS macro 이전에 활용되던 단순조절분석 macro(Preacher et al, 2006)와 단순매개 분석 macro(Preacher & Hayes, 2004) 및 병렬다중 매개분석 macro(Preacher et al, 2007)를 통합한 macro이다(김진성, 2017; Hayes, 2015). PROCESS macro는 매개효과를 검증함에 있어 부트스트랩(bootstrap) 방법을 적용하고, 관련 변수를 입력하면 분석의 결과를 한 번에 보여주어 기존의 Baron & Kenny의 방법 이나 Sobel Test 처럼 여러 절차를 거치지 않아도 된다는 편리함과 강점을 지닌다 (감정기·박미희, 2014). 이러한 이유로 본 연구에서는 PROCESS macro를 활용하 여 이중매개효과를 검증하였으며, 76개의 PROCESS macro 모형 중 본 연구에서는 model 6을 분석에 사용하였다. 마지막으로 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 부트 스트래핑(bootstrapping)을 실시하였다.
Ⅳ. 연구결과
1. 조사대상자의 인구사회학적 특성
조사대상자의 인구사회학적 특성을 살펴본 결과는 <표 2>와 같다. 성별은 남성 565명(59.1%), 여성 391명(40.9%)으로 남성이 많았다. 조사대상자의 연령은 30 대(28.0%)와 40대(27.0%)가 많았고 60대 이상(9.0%)이 적은 비중을 보였다. 평 균 연령은 41.1세(표준편차 12.19)였다. 교육수준은 중졸 이하가 61명(6.4%), 고
졸 이상이 329명(34.4%), 전문대졸 이상이 566명(59.2%)으로 나타났다. 혼인상 태는 미혼이 282명(29.5%), 기혼이 635명(66.4%), 사별·이혼이 39명(4.1%)로 기혼인 사람이 많은 비율을 차지하였으며, 사별·이혼 상태인 사람은 적은 비율을 차 지하였다.
<표 2> 조사대상자의 인구사회학적 특성
구분 빈도(명) 백분율(%)
성별 남성
여성
565 391
59.1 40.9
연령 (평균: 41.1세)
20~29세 30~39세 40~49세 50~59세 60세 이상
186 268 258 158 86
19.5 28.0 27.0 16.5 9.0
학력
중졸 이하 고졸 이상 전문대졸 이상
61 329 566
6.4 34.4 59.2
혼인상태
미혼 기혼 사별·이혼
282 635 39
29.5 66.4 4.1
2. 주요 변수의 특성 및 인구사회학적 특성에 따른 차이
본 연구의 독립변수인 고용의 질, 매개변수인 주관적 건강인식과 우울, 종속변수인 생활만족의 기술통계는 <표 3>과 같다. 먼저 고용의 질은 평균 59.22점(표준편차 15.45)이었으며 최솟값은 10.31, 최댓값은 99.85으로 나타났다. 1에서 5까지의 변 량값을 갖는 주관적 건강인식은 평균 3.90점(표준편차 .67)으로 나타났고, 10에서 30까지의 변량값을 갖는 우울은 평균 14.96점(표준편차 3.54)으로 나타났다. 종속 변수인 생활만족의 경우에는 1에서 5까지의 변량값을 가질 수 있으며, 평균3.52점 (표준편차 .76)으로 나타났다.
<표 3> 주요 변수의 기술통계
구분 측정범위 평균 표준편차 최솟값 최댓값
고용의 질 0~100 59.22 15.45 10.31 99.85
주관적 건강인식 1-5 3.90 .67 1 5
우울 10~30 14.96 3.54 10 30
생활만족 1-5 3.52 .76 1 5
인구사회학적 특성에 따라 근로자의 고용의 질, 주관적 건강인식, 우울, 생활만족 의 차이를 살펴본 결과는 <표 4>와 같다.
<표 4> 인구사회학적 특성에 따른 주요 변수의 차이
구분 N 고용의 질 주관적
건강인식 우울 생활만족
M(SD) M(SD) M(SD) M(SD)
성별
남성 여성
565 391
80.81(15.51) 56.91(15.10)
3.96(.68) 3.82(.65)
14.82(3.41) 15.17(3.71)
3.52(.79) 3.53(.71)
t 3.89*** 2.99** -1.48 -.34
연령
20~29세 30~39세 40~49세 50~59세 60세 이상
186 268 258 158 86
57.26(15.01)a 61.05(13.21)ab 62.51(15.23)b 60.27(16.55)ab 45.92(14.31)c
4.15(.71)a 4.02(.61)ab 3.85(.60)bc 3.69(.69)cd 3.53(.66)d
14.89(3.22) 14.97(3.74) 14.66(3.43) 15.11(3.43) 15.74(3.95)
3.54(.81) 3.55(.74) 3.58(.71) 3.33(.80) 3.36(.80)
F 22.59*** 20.42*** 1.63 1.89
학력
중졸 이하 고졸 이상 전문대졸이상
61 329 566
45.63(12.85)a 53.80(15.32)b 63.83(13.84)c
3.44(.76)a 3.88(.65)b 3.96(.65)b
15.84(3.93)a 15.26(3.56)ab 14.70(3.46)b
3.38(.88)a 3.39(.79)a 3.62(.71)b F 80.52*** 17.23*** 4.60** 10.97***
혼인 상태
미혼 기혼 사별·이혼
282 635 39
58.48(14.66)a 60.30(15.57)a 46.96(13.82)b
4.10(.66)a 3.84(.64)b 3.41(.85)c
15.01(3.38)a 14.81(3.48)a 17.10(4.85)b
3.51(.81)a 3.57(.71)a 2.92(.90)b F 14.54*** 26.53*** 7.89*** 13.52***
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
먼저 연구대상자의 고용의 질은 성별(t=3.89, p<.001), 연령(F=22.59, p<.001), 학력(F=80.52, p<.001), 혼인상태(F=14.54, p<.001)에 따라 차이가 있는 것으 로 나타났다. 여성에 비해 남성의 고용의 질이 높은 것으로 나타났고, 30~50대의 고
용의 질이 20대와 60대 이상의 고용의 질보다 높은 것으로 나타났으며, 학력이 높을 수록, 사별·이혼 집단보다 미혼, 기혼 집단의 고용의 질이 높은 것으로 나타났다.
다음으로 주관적 건강인식은 성별(t=2.99, p<.01), 연령(F=20.42, p<.001), 학력(F=17.23, p<.001), 혼인상태(F=26.53, p<.001)에 따라 차이가 있는 것으 로 나타났다. 여성에 비해 남성이 주관적으로 건강하다고 인식하는 것으로 나타났고, 연령이 낮을수록 주관적으로 건강하다고 인식하는 것으로 나타났으며, 학력이 높을수 록, 미혼이 이혼 집단보다, 이혼 집단이 사별·이혼 집단보다 주관적으로 건강하다고 인식하는 것으로 나타났다.
마지막으로 연구대상자의 우울과 생활만족은 학력(우울: F=4.60, p<.01; 생활만족:
F=7.89, p<.001)과 혼인상태(우울: F=10.97, p<.001; 생활만족: F=13.52, p<.001)에 따라 차이가 있는 것으로 나타났다. 학력이 낮을수록, 사별·이혼 집단이 미혼, 기혼보다 우울수준이 높은 것으로 나타났으며, 전문대졸 이상 집단이 그렇지 않은 집단보다 생활만족도가 높았으며, 미혼, 기혼 집단이 사별·이혼 집단보다 생활 만족도가 높은 것으로 나타났다.
3. 주요 변수 간 상관관계
본 연구의 주요 변수인 고용의 질, 주관적 건강인식, 우울, 생활만족의 상관관계는
<표 5>와 같다. 고용의 질은 주관적 건강인식(r=.198, p<.01), 생활만족(r=.441, p<.01)과 정적으로 유의미한 상관관계를 나타냈고, 우울은 고용의 질(r=-.377, p<.01), 주관적 건강인식(r=-.264, p<.01), 생활만족(r=-.310, p<.01)과 부적으 로 유의미한 상관을 보였다. 상관관계 분석에서 단순 상관계수는 모두 .5이하로 다중 공선성에는 문제가 없는 것으로 나타났다.
<표 5> 주요 변수들 간의 상관관계
구분 고용의 질 주관적 건강인식 우울 생활만족
고용의 질 1
주관적 건강인식 .198** 1
우울 -.377** -.264** 1
생활만족 .441** .233** -.310** 1
**p<.01
4. 고용의 질이 생활만족에 미치는 영향과 주관적 건강인식과 우울의 매개효과
고용의 질이 주관적 건강에 미치는 영향은 <표 6>과 같다. 분석결과, 인구사회학적 변수를 통제한 상태에서 고용의 질이 주관적 건강인식에 유의미한 영향을 미치는 것 으로 나타났다. 이는 고용의 질이 높을수록 주관적으로 건강하다고 인식함을 의미한 다. 인구사회학적 변수 중에서는 성별, 연령, 혼인상태가 주관적 건강에 유의미한 영 향을 미치는 것으로 나타나 여성인 경우보다 남성인 경우가, 20대인 경우보다 40대, 50대, 60대 이상인 경우가, 기혼인 경우보다 이혼사별인 경우가 주관적으로 덜 건강 하다고 인식하는 것으로 확인되었다.
<표 6> 고용의 질이 주관적 건강인식에 미치는 영향
구분 coeff se t
독립변수 고용의질 0.0074 0.0015 5.0203***
통제변수
성별 -0.0845 0.0427 -1.9777*
30대 -0.1192 0.0716 -1.6639
40대 -0.2869 0.0834 -3.4425***
50대 -0.4155 0.0918 -4.5283***
60대 이상 -0.3830 0.1177 -3.2526***
중졸 이하 -0.1416 0.1097 -1.2907
고졸 이상 0.0577 0.0473 1.2197
미혼 0.0405 0.0665 0.6092
이혼사별 -0.2353 0.1076 -2.1865*
상수 3.6951 0.1256 29.4182***
R=.3517 R2=.1237 F=13.3429***
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
고용의 질과 주관적 건강인식이 우울에 미치는 영향은 <표 7>과 같다. 분석결과, 인구사회학적 변수를 통제한 상태에서 고용의 질과 주관적 건강인식은 우울에 유의미 한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 고용의 질이 높을수록, 주관적으로 건강하 다고 인식할수록 우울 수준이 낮아짐을 의미한다. 인구사회학적 변수 중 우울에 유의 미한 영향을 미치는 변수는 없는 것으로 확인되었다.
<표 7> 고용의 질과 주관적 건강인식이 우울에 미치는 영향
구분 coeff se t
독립변수 고용의질 -0.0054 0.0005 -11.5084***
매개변수 주관적 건강인식 -0.0641 0.0102 -6.2786***
통제변수
성별 -0.0104 0.0134 -0.7764
30대 0.0215 0.0225 0.9544
40대 0.0079 0.0263 0.3004
50대 0.0200 0.0291 0.6876
60대 이상 -0.0237 0.0372 -0.6369
중졸이하 -0.0302 0.0345 -0.8748
고졸이상 -0.0195 0.0149 -1.3116
미혼 0.0210 0.0209 1.0076
이혼사별 0.0469 0.0339 1.3835
상수 3.2476 0.0546 59.4804***
R=.4439 R2=.1970 F=21.0584***
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
고용의 질과 주관적 건강인식, 우울이 생활만족에 미치는 영향은 <표 8>과 같다.
<표 8> 고용의 질, 주관적 건강인식, 우울이 생활만족에 미치는 영향
구분 coeff se t
독립변수 고용의질 0.0187 0.0017 11.1438***
매개변수 주관적 건강인식 0.1496 0.0347 4.3066***
우울 -0.4676 0.1085 -4.3113***
통제변수
성별 0.1308 0.0448 2.9192**
30대 -0.1010 0.0751 -1.3447
40대 -0.0957 0.0878 -1.0907
50대 -0.1415 0.0971 -1.4579
60대 이상 0.0500 0.1239 0.4035
중졸이하 0.1008 0.1150 0.8764
고졸이상 -0.0192 0.0496 -0.3872
미혼 -0.0897 0.0696 -1.2889
이혼사별 -0.3330 0.1130 -2.9467**
상수 3.1433 0.3964 7.9291***
R=.5055 R2=.2555 F=26.9718***
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
분석결과, 인구사회학적 변수를 통제한 상태에서 고용의 질과 주관적 건강인식, 우 울은 생활만족에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 고용의 질이 높을수 록, 주관적으로 건강하다고 인식할수록, 우울 수준이 낮을수록 생활에 더 만족함을 의미한다. 인구사회학적 변수 중에서는 성별, 혼인상태가 생활만족에 유의미한 영향 을 미치는 것으로 나타나 여성인 경우보다 남성인 경우가 생활에 더 만족하고, 기혼 인 경우보다는 이혼·사별인 경우에 생활에 덜 만족하는 것으로 확인되었다.
고용의 질이 주관적 건강인식과 우울의 이중매개를 거쳐 생활만족에 미치는 영향은
<표 9>와 같다. 고용의 질은 주관적 건강인식과 우울의 이중매개를 거쳐 최종적으로 고용의 질이 높을수록 생활만족도가 높아질 가능성이 있는 것으로 나타났다. 총효과 모델 중 생활만족에 영향을 미치는 인구사회학적 변수는 성별, 연령, 혼인상태인 것 으로 나타나 여성인 경우보다 남성인 경우가 생활에 더 만족하고, 20대인 경우보다 50대인 경우가, 기혼인 경우보다는 이혼·사별인 경우에 생활에 덜 만족하는 것으로 확인되었다.
<표 9> 고용의 질이 생활만족에 미치는 총 효과 모델
구분 coeff se t
독립변수 고용의질 0.0226 0.0016 14.2250***
통제변수
성별 0.1205 0.0457 2.6346**
30대 -0.1325 0.0767 -1.7270
40대 -0.1510 0.0893 -1.6916
50대 -0.2255 0.0982 -2.2954*
60대 이상 -0.0077 0.1261 -0.0612
중졸이하 0.0894 0.1175 0.7612
고졸이상 0.0003 0.0507 0.0056
미혼 -0.0923 0.0712 -1.2965
이혼사별 -0.3971 0.1152 -3.4469***
상수 2.2886 0.1345 17.0153***
R=.4678 R2=.2189 F=26.4782***
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
<표 10>과 같이 고용의 질은 직접적으로 생활만족에 영향을 미치면서, 주관적 건 강인식과 우울의 이중매개의 경로를 거쳐 간접적으로도 생활만족에 영향을 미치는 것 으로 나타났다. 마지막으로 간접효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 95% 신뢰구
간에서 5,000회의 부트스트래핑(Bootstrapping) 방법으로 매개효과를 검증한 결과 총 간접효과 및 개별 매개효과는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 즉, 고용의 질 이 높을수록 주관적으로 건강하다고 인식하고, 주관적으로 건강하다고 인식할수록 우 울수준이 낮아져 생활만족도가 높아짐을 알 수 있다.
<표 10> 고용의 질이 생활만족에 미치는 총효과와 직접효과, 간접효과
Effect SE t LLCI ULCI 고용의 질→ 생활만족의 총효과 0.0226 0.0016 14.2250*** 0.0195 0.0257 고용의 질→ 생활만족의 직접효과 0.0187 0.0017 11.1438*** 0.0154 0.0220 간접효과 Effect Boot SE BootLLCI BootULCI 총 간접효과 0.0039 0.0008 0.0025 0.0055 고용의 질→ 주관적 건강인식
→ 생활만족 0.0011 0.0004 0.0005 0.0021 고용의 질→ 주관적 건강인식
→ 우울→ 생활만족 0.0002 0.0001 0.0001 0.0004 고용의 질→ 우울→ 생활만족 0.0025 0.0006 0.0014 0.0038
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
Ⅴ. 결론 및 제언
본 연구는 고용의 질이 생활만족에 영향을 미치는 관계에서 주관적 건강인식과 우 울의의 이중매개효과를 분석하는데 목적이 있다. 이를 위해 고진로 사회권 실태조사 자료 중 임금근로자 956명의 자료를 분석하였고, 그 결과는 다음과 같다.
첫째, 고용의 질이 높을수록 주관적으로 건강하다고 인식하는 것으로 나타났다. 이 는 고용조건과 건강불평등을 설명했던 많은 선행연구들(김지인, 2012; 신순철·김문 조, 2007; 이상록 외, 2017; 최나혜, 2016; 최선희 외, 2007; Benach et al., 2007)을 지지하는 결과로 고용의 질이 주관적 건강인식에 영향을 미치는 것을 확인 할 수 있었다.
둘째, 고용의 질이 높을수록, 주관적으로 건강하다고 인식할수록 근로자의 우울 수 준이 낮아지는 것으로 나타났다. 이는 고용의 질과 정신건강과의 관계를 다룬 선행연 구들(박경옥, 2004; 유정원·송인한, 2016, 정지영 2013)과 일치하는 결과로 고용
의 질이 신체건강 뿐 아니라 정신건강에도 영향을 미치는 것을 확인할 수 있었다.
셋째, 고용의 질은 직접적으로 생활만족에 영향을 미치면서, 주관적 건강인식과 우 울의 이중매개의 경로를 거쳐 간접적으로도 생활만족에 영향을 미치는 것으로 나타났 다. 즉, 고용의 질이 높을수록 주관적으로 건강하다고 인식하고, 주관적으로 건강하 다고 인식할수록 우울수준이 낮아져 생활만족도가 높아지게 됨을 확인할 수 있었다.
연구결과를 토대로 근로자의 열악한 고용의 질이 가져오는 부정적인 결과를 줄이기 위한 정책적·실천적 개입방안을 제시하고자 한다. 특히 고용의 질이 근로자의 생활만 족에 직접적 영향을 미칠 뿐만 아니라 주관적 건강인식과 우울을 이중매개로 하여 영 향을 미치는 것으로 확인된 만큼, 주관적 건강인식과 우울에 대한 개입방안을 찾는 것 또한 근로자의 생활만족도를 높이는 의미를 갖게 될 것이다.
첫째, 근로자의 고용의 질을 개선하기 위한 적극적인 개입이 이루어져야 한다. 연 구결과, 연구대상자의 고용의 질은 평균 59.22점으로 매우 낮은 수준을 보였다. 실제 로 우리나라의 고용관련 지표 또한 다른 선진국보다 상대적으로 낮은 고용의 질을 보 여주는데, 2016년 전체근로자 중 32.8%가 비정규직 근로자인 것으로 나타났으며, 1인당 연평균 근로시간은 2,069시간으로 OECD 국가 중 두 번째로 긴 시간 근로를 하는 것으로 나타났다(통계청, 2016).
현행 정부에서는 최저임금 인상 및 비정규직 근로자 정규직화를 추진하면서 고용의 질을 높이기 위한 노력을 진행하고 있는데, 이와 더불어 중소기업에 대한 지원을 통 해 전반적인 고용의 질을 높일 것을 제안한다. 중소기업 일자리 창출기여도가 매년 증가하고 있는 현실(노민선, 2017)은 중소기업 근로자 수가 더욱 증가하게 될 것을 짐작하게 하고 이는 곧 중소기업의 근로조건이 대다수 근로자들의 삶에 훨씬 큰 영향 을 주게 됨을 의미하기 때문이다(곽현주, 2018). 우리나라는 근로기준법을 통해 근 로자의 인간다운 삶을 보장하기 위해 최저기준의 근로조건을 정하고 있지만, 5인 미 만 사업체는 근로기준법 적용에서 제외된다. 따라서 영세 사업체 근로자의 고용의 질 을 향상시키기 위해 근로기준법의 적용 범위를 전 근로자로 확대하여야 한다. 또한 근로자의 임금 인상 및 비정규직의 정규직화를 실시하는 중소 사업체에 대해 세금 감 면 및 세액공제를 확대하는 등의 인센티브제를 도입하여 중소기업의 근로조건 개선 의지를 이끌어 내야 할 것이다.
둘째, 근로자의 신체적 건강을 위한 체계적 관리가 이루어져야 한다. 본 연구에서 근로자의 주관적 건강인식은 근로자의 생활만족에 영향을 주는 첫 번째 매개변수의
역할을 수행하는 것으로 확인되었다. 이는 건강불평등 이론에서 살펴본 바와 같이 열 악한 고용환경이 근로자의 건강에 부정적 영향을 미치고 아울러 정신건강에까지 영향 을 미쳐 결과적으로 생활만족도를 저하시킴을 의미한다. 따라서 근로자를 위한 체계 적 건강관리를 통해 근로자의 건강 증진을 도모하여 삶의 질을 향상시킬 필요가 있다.
우리나라에서는 근로자의 건강에 대한 중요성을 인식하여 1981년 ｢산업안전보건 법｣ 제정, 1995년 ｢건강증진법｣ 제정, 1999년 ‘사업장 건강증진운동 시행지침’을 발 표하였다. 또한 보건복지부가 중심이 되어 국민건강증진을 목표로 전국 보건소 및 구 청 등이 연계한 건강증진사업이 시행되고 있으며, 근로복지공단에서는 지역별 근로자 건강증진센터를 운영하고 있다. 안전보건공단은 소음, 화학물질, 분진 등 유해인자 노출 작업환경에서 일하는 소규모사업장의 근로자 건강보호를 위해 ‘작업환경측정’ 및
‘특수건강진단’ 비용을 지원하는 사업을 실시하여 특수한 근로환경에 놓인 근로자들의 건강을 보호하고 있다. 그러나 일부 열악한 환경에 놓인 근로자들이 국가의 건강보호 로부터 배제되어 있다. 예를 들어 추운 겨울 한파 속에 밖에서 일하는 야외 근로자들 은 건강을 보호받을 방법이 없다. 산업안전보건기준에 관한 규칙 제566조와 제567 조 등에 따르면 ‘사업주는 근로자가 폭염에 직접 노출되는 옥외 장소에서 작업을 하는 경우에 휴식시간에 이용할 수 있는 그늘진 장소를 제공하여야 한다’고 폭염(33℃ 이 상)에 대처하는 근로지침이 명시돼 있지만 폭염과는 다르게 한파에는 휴식 시간 및 장소에 관한 별도의 근무지침이 없기 때문이다. 따라서 사업체의 특성 및 근로자의 업무특성을 고려한 별도의 건강보호지침을 마련할 필요가 있다.
그 밖에도 개별 사업체를 중심으로 건강증진 프로그램이 실시되고 있다. 그러나 사 업체의 근로자 건강증진 프로그램은 기업 자체의 필요에 의해 출발한 것이 아니라 보 건관리자 등의 관심에 의해 시행된 것이기 때문에(김은경 외, 2007), 사업장의 개별 특성을 반영하지 못하고 획일적인 사업 수행으로 진행되는 것이 현실이다(김영임·이 복임, 2016). 또한 기업의 경영주들은 건강증진 프로그램에 대한 필요성을 인식하고 있음에도 단기적으로는 생산성이나 품질에 직접적으로 영향을 미치지 않고, 시간이 많이 소요되는데다가 사업주의 법적 책임으로 이어지지 않기 때문에 건강증진 프로그 램을 위한 투자에 소극적일 수밖에 없다(Fine et. al., 2004). 따라서 사업체 건강 증진사업의 의무를 강화하고 이를 지원하기 위한 방안이 마련될 필요가 있다.
셋째, 전 근로자를 포괄할 수 있는 우울 및 정신건강 관리가 필요하다. 우울은 일반 인구집단 뿐 아니라 근로자에게 있어서도 높은 유병률을 보이고 있으며(Stewart et
