고령장애인의 빈곤과 우울감이 삶의 만족도에 미치는 영향: 자아존중감의 매개효과 검증
The Effect of Poverty Status and Depression on Life Satisfaction of Older Adults with Disability: Focusing on Mediating Effects of Self-Esteem
Kim, Ja Young (Sungkyunkwan University)
보건사회연구, Vol.39, No.3, pp.148-178, 30 September 2019
https://doi.org/10.15709/hswr.2019.39.3.148
Abstract
The purpose of the current research is to analyze mediating effects of self-esteem on depression as well poverty status have effect on life satisfaction of older adults with disability. This study used 12th panel data of KoWePS (Korean Welfare Panel Study) and executed Path analysis with AMOS 20.0. Findings of this research are as followed. First, poverty status and depression of older adults with disability are found to have negative effect on self-esteem and life satisfaction. Second, we found not full but partial mediating effect of self-esteem between depression and life satisfaction as well as between poverty status and life satisfaction. Therefore our findings suggest that social welfare intervention to prevent depression as well as the strengthening the income security policy is needed for the older adults with disabilities. Also, it is necessary to develop various programs to help improve self-esteem lest the quality of life of poor or depressed older adults with disabilities should be deteriorated.
초록
본 연구는 한국복지패널 12차년도(2017)자료를 사용하여 빈곤여부와 우울감 수준이 고령장애인의 삶의 만족도에 각각 영향을 미치는 과정에서 자아존중감이 매개효과를 보이는지 분석하였다. 분석결과, 빈곤여부는 고령장애인의 자아존중감과 삶의 만족도에 각각 부적인 영향을 미치며, 우울감 또한 고령장애인의 자아존중감과 삶의 만족도에 각각 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그리고 빈곤여부와 우울감이 고령장애인의 삶의 만족도에 각각 영향을 미치는 데 있어서 자아존중감이 부분 매개역할을 가지는 것으로 나타났다. 이러한 결과에 기초하여, 고령장애인 가구를 대상으로 소득보장정책의 강화가 요구되며, 우울감을 예방하기 위한 사회복지 개입의 강화가 요구된다. 그리고 빈곤 상태에 있거나 우울감이 있는 고령장애인 가구가 삶의 질이 저하되지 않도록 자아존중감 향상에 도움이 되는 다양한 프로그램들의 개발이 필요하다.
Ⅰ. 서론
고령화가 이미 중요한 사회적 문제로 대두된 한국은 전제 인구의 고령화와 함께 장애인구 또한 고령화 현상을 보이고 있다1). 이는 공공보건의 개선과 의료기술의 발전 등으로 인하여 장애인들의 수명이 과거에 비해 증가하고 있으며, 장애가 특히 노년기에 많이 발생하고 있기 때문이다(김성희, 2013, p.1). 전체적으로 장애출현율은 연령이 높아짐에 따라 증가하고 있는데, 60대부터 증가폭이 커지며, 특히 65세 이상 노인계층에서 장애출현율이 18.0%로 64세 이전 연령과 비교했을 때 최소 2배 이상의 높은 출현율을 보이는 것으로 밝혀졌다(김성희 등, 2017, p.123, p.125).
고령장애인의 문제는 장애인 문제와 노인 문제의 복합된 형태로 존재하기 때문에(김형수, 1996, p.49), 고령장애인은 특히 다른 집단에 비해 삶의 질이 매우 낮다고 볼 수 있다. 일반적으로 장애인은 비장애인에 비해 삶의 만족도 부분에서 취약한 것으로 보고되고 있는데, 2017년 장애인 실태조사에 의하면, 41.4%의 장애인이 자신의 삶에 만족하지 못하는 것으로 조사되었으며(김성희 등, 2017, p.401), 전체 국민의 경우 22.8%만이 자신의 삶에 만족하지 못한다고 하였다(통계청, 2017). 또, 노년기에는 은퇴로 인한 역할상실과 소외를 느끼기 쉬운데, 이는 궁극적으로 삶의 질을 저하시키게 한다(김자영, 2017b, p.168). 이처럼 고령장애인은 장애와 노년기의 특성들을 모두 지니고 있기 때문에 다른 집단들 보다 특히 삶의 만족도 부문에서 취약하다고 볼 수 있다. 따라서 고령사회에 막 진입한 한국사회는 늘어나는 고령장애인의 인권과 삶의 질에 대해 관심을 가지고 이들의 삶의 만족도를 증진시킬 수 있는 실천적 방안을 마련하는 것이 매우 시급하다고 할 수 있다.
한국사회에서 고령장애인은 특히 빈곤에 취약하다고 볼 수 있는데, 이는 장애인 빈곤율이 35.6%로 OECD 국가의 평균 22.1% 보다 약 1.6배 높고, 비장애인 14.6%에 비해 약 2.4배 높은 것으로 보고된 조사결과(조윤화, 김용진, 오윤지, 왕영민, 김태용, 2018, p.302)와 한국의 노인빈곤율은 46.7%로 경제협력개발기구 OECD 국가들 중에서 1위로 보고된 결과(이지은, 김민영, 2018. 7. 18)에 근거한다.
고령장애인의 빈곤문제는 장애와 노화로 인한 이중적 위험에 더하여 빈곤이라는 또 다른 위험요인이 추가됨으로써 더욱 심각한 상황을 초래할 수 있다는 점에서 사회적 관심을 필요로 한다(노승현, 백은령, 2012, p.269). 빈곤은 일반적으로 낮은 자존감과 우울감을 보이며, 궁극적으로 삶의 질에 부정적인 영향을 미치는 위험요인으로 인식되고 있다. 이는 빈곤한 상태의 지속이 정신건강의 문제를 발생시킨다는 사회적 원인론(social causation)의 관점(Bellsouth, 2002; 엄태완, 2008에서 재인용)과 빈곤과 우울감 사이에(김새봄, 2017, p.51) 또, 경제적 박탈경험과 우울감 사이에 상관관계가 있으며(이수비, 정슬기, 이수영, 2016, p.84), 빈곤할 때 자아존중감의 정도가 낮아지며(김윤승, 2012, p.79; 김자영, 2014, p.730), 그리고 빈곤이 삶의 만족도에 부정적인 영향을 미치는 것으로(김준범, 장대연, 2019, p.103; 최은희, 손영빈, 2008, p.372) 나타난 선행연구들의 결과를 통해서도 확인할 수 있다. 고령장애인은 또한 장애와 노화의 이중고를 겪고 있기 때문에 우울감에도 취약하다고 볼 수 있는데, 2017년 장애인 실태조사에 의하면, 만 65세 이상 고령장애인의 우울감 경험율은 19.0%, 자살 생각률은 15.2%로 높은 것으로 보고되었다(김성희 등, 2017, ). 일반적으로 우울은 삶의 질을 저하시키는 주요한 요인으로 제시되고 있는데, 기존의 여러 연구들(권오균, 2008, p.23; 김미애, 박희준, 서창교, 2017, p.306; 김연옥, 심문숙, 2015, p.222)에 의하면, 고령장애인의 우울감의 정도가 낮을수록 삶의 만족도는 높은 것으로 나타났다. 우울은 또한 자기비하와 스스로에 대한 위축감으로 이어질 가능성이 크기 때문에 자아존중감을 형성하는데 있어서 하나의 애로사항이 될 수 있는데, 이는 우울감과 자아존중감 사이에 부적인 관련성을 보고한 선행연구들(김갑숙, 전영숙, 이철우, 2009, p.215; 김성범, 김진숙, 2011, p.1922; 조기환, 2011, p.38)에 의해서도 확인할 수 있다. 마찬가지로 자아존중감과 삶의 만족도 간의 관련성도 제시되고 있는데 이현정(2000, p.24)과 정문진(2017, p.120)의 연구에서는 고령장애인의 자아존중감이 높을 때 삶의 만족도가 높아지는 것으로 밝혀졌다.
이상의 논의에 근거할 때, 빈곤과 우울감은 자아존중감과 삶의 만족도에 각각 영향을 미치며, 그리고 빈곤과 우울감이 삶의 만족도에 각각 영향을 미치는 과정에서 자아존중감은 매개작용을 보일 것으로 짐작할 수 있다. 이에 본 연구에서는 고령장애인의 삶의 만족도에 영향을 미치는 빈곤, 우울감 그리고 자아존중감 간의 관련성을 구체적으로 파악하고자 경로분석을 통해 살펴보고자 한다.
고령장애인의 삶의 만족도를 다룬 기존의 연구들은 살펴보면, 인구학적 요인(김성희, 2016, p.34; 김은주, 2017, p.44; 임종호, 2017, p.60), 사회적 요인(김성원, 2015, p.90; 김성희, 2016, p.34; 박주영, 2013, p.93), 경제적 요인(김성희, 2016, p.34; 임종호, 2017, p.60; Seo et al., 2017, p.49), 건강요인(김성희, 2016, p.34; 박주영, 2013, p.93; 임종호, 2017, p.60), 그리고 프로그램 참여(이윤미, 박남희, 2007, p.793)가 미치는 영향을 분석한 연구들이 대부분이었다. 이러한 요인들은 객관적으로 규명된 요인들이라 할 수 있는데, 삶의 만족도는 인간이 나이가 들어감에 따라 객관적 요인 보다는 주관적 요인에 의해 보다 더 중요한 영향을 받을 수 있지만(정문진, 2017, p.5), 이러한 중요성에도 불구하고 국내 연구들 중에 고령장애인의 심리･정서적 측면과 삶의 만족도 간의 관계를 다룬 연구들은 부족한 실정이다. 또한 고령장애인의 빈곤에 초점을 맞춘 연구도 마찬가지로 미비한 실정이다(노승현･백은령, 2012, p.270). 따라서 본 연구에서는 고령장애인의 빈곤 그리고 심리 정서적 측면에 해당되는 우울감과 자아존중감을 주요변인으로 다루어 이들 요인들과 삶의 만족도 간의 관련성을 살펴보고자 한다.
장애인의 삶의 수준을 이해하는데 큰 역할을 하는 삶의 만족도(박자경, 2009, p.2)는 장애인의 실천 및 정책 분야에서 다루어져야 할 중요한 지표라고 할 수 있는데(김자영, 한창근, 2016, p.7), 장애인의 삶의 만족도에 대한 선행연구는 여성, 노인, 환자 등을 대상으로 한 연구들에 비해 상대적으로 활발하게 이루어지고 있지 않은 상황이다(김자영, 한창근, 2016, p.7). 특히 고령장애인의 삶의 만족도에 관한 학문적･정책적 관심은 그리 높지 않은 상황으로(백은령, 노승현, 2012, p.82), 고령장애인의 삶의 만족도를 다룬 국내의 연구들은 매우 부족한 실정이다. 따라서 장애와 노화의 이중고를 겪고 있는 고령장애인의 삶의 질이 매우 취약한 현실을 고려한다면, 이들의 삶의 만족도를 향상시켜 행복한 삶을 영위할 수 있는 방안을 마련하는 것은 한국사회에서 매우 필요한 사항이라고 본다. 따라서 본 연구에서는 고령장애인이 경험한 빈곤과 우울감 그리고 자아존중감이 삶의 만족도에 미치는 영향을 살펴보고, 빈곤과 우울감이 삶의 만족도에 각각 영향을 미치는 과정에서 자아존중감이 매개효과를 보이는지 분석하고자 한다. 이를 통해 빈곤과 우울감으로 인하여 저하된 삶의 질을 향상시키기 위해 고령 장애인의 심리･정서에 대한 이해와 개입, 자아존중감 관련 프로그램 개발에 대한 방향을 제시하고자 한다.
본 연구는 고령장애인이 한국사회에서 특히 취약하다고 볼 수 있는 빈곤문제(노승현, 백은령, 2012)와 우울문제(김성희 등, 2017)에 근거하였으며, 또 고령장애인의 심리･정서적 측면과 삶의 만족도 간의 관계를 다룬 기존의 연구들이 부족한 실정에 기초하여 본 연구모형에 빈곤과 우울 그리고 자아존중감을 포함시켜 고령장애인의 삶의 질 관련 연구에 기초자료를 제공할 수 있다는 데에 연구의 의의를 가진다고 할 수 있다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 고령장애인의 삶의 만족도
고령장애인의 삶의 만족도에 대해 논의하기에 앞서서 먼저 삶의 만족도의 개념을 살펴보면, Neugarten 등(1961)은 삶의 만족을 가족과 친구 등 개인의 유대관계 뿐만 아니라 자신의 생활에 대해 만족하고 정서적으로 안정감을 가지는 정도를 평가하는 것으로 정의하였으며, 박자경(2009, p.9)은 삶의 만족도를 개인이 가지는 기준과 비교해서 자신의 삶을 긍정적으로 평가하는 정도로 정의를 내리고 있다.
고령장애인의 삶의 만족도를 다룬 선행연구들(권오균, 2008; 권재숙, 2012; 김성희, 2016; 문필동, 2017; 박주영, 2013; 이중섭, 2010; 임종호, 2017)을 종합해볼 때, 연구주제에 따라 다소 차이는 있지만, 고령장애인의 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인들은 일반적으로 인구학적 요인, 사회경제적 요인, 심리･정서적 요인 그리고 건강요인으로 분석되고 있다. 먼저 인구학적 요인의 경우를 살펴보면, 성별이 삶의 만족도에 영향을 미치는 것으로 보고되고 있는데, 남성 고령장애인 일 때, 삶의 만족도가 높으며(강창욱･이준우, 2006, p.84), 여성 고령장애인 일 때 삶의 만족도가 높은 것으로(권오균, 2008, p.23; 김성희, 2016, p.34) 나타난 연구결과가 있다. 연령이 높을수록 삶의 만족도가 높다는 연구결과(김성희, 2016, p.34; 송기영, 2018, p.87)가 있는 반면에, 연령이 낮을수록 삶의 만족도가 높다는 연구결과(송미영, 2011, p.152; 임종호, 2017, p.60)도 제시되고 있다. 그리고 학력이 높을수록 삶의 만족도가 높은 것으로 밝혀졌으며(권재숙, 2012, p.65; 박웅, 2015, p.60), 배우자가 있을 때, 삶의 만족도가 높은 것으로 확인되고 있다(권재숙, 2012, p.65; 김성희, 2016, p.34; 송기영, 2018, p.87; 이영미, 2013, p.50; 이중섭, 2010, p.202; 임종호, 2017, p.60).
다음으로 사회경제적 요인의 경우, 가구의 소득도 삶의 만족도에 영향을 미치는 중요한 요인으로 확인되고 있는데 가구소득이 많을수록 삶의 만족도가 높은 것으로 나타나고 있으며(권재숙, 2012, p.66; 김성희, 2016, p.34), 주관적 계층의식 또한 고령장애인의 삶의 만족도에 영향을 미치는 결과를 보였다(권재숙, 2012, p.66; 박주영, 2013, p.93; 이중섭, 2010, p.202; 임종호, 2017, p.60). 그 외에도 경제활동에 참여할 때, 삶의 만족도가 높아지는 것으로 밝혀진 연구결과(이영미, 2013, p.50)가 있는 반면에, 경제활동 참여가 삶의 만족도에 영향을 미치지 않는 것으로 확인된 연구결과(이순희, 2014, p.75)도 있다. 높은 소득과 경제적 안정은 고령장애인이 다양하게 활동할 수 있는 기회를 증가시켜 삶의 만족도를 증진시킬 가능성이 높아진다(김성희, 2016, p.22; 이영미, 2013, p.41).
그리고 심리･정서적 요인도 고령장애인의 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인으로 제시되고 있는데, 우울감이 낮을수록 고령장애인의 삶의 만족도가 높아지는 것으로 나타났으며(권오균, 2008, p.23; 김용탁, 이남, 2019, p.12; 문필동, 2017, p.82; 이예은, 2016, p.56), 자아존중감이 높을수록 고령장애인의 삶의 만족도가 높아지는 것으로 밝혀졌다(문필동, 2017, p.86; 이현정, 2000, p.24; 정문진, 2017, p.120). 또 박주영(2013, p.93)의 연구에서는 심리상태가 긍정적일수록, 장애수용의 정도가 높을수록 고령장애인의 삶의 만족도가 높아지는 것으로 밝혀졌다.
마지막으로 건강요인도 고령장애인의 삶의 만족도에 영향을 주는 변인으로 보고되고 있는데, 대부분의 선행연구들에 의하면, 고령장애인의 건강상태가 좋을수록 삶의 만족도가 높은 것으로 밝혀졌으며(권재숙, 2012, p.89; 김성희, 2016, p.34; 박주영, 2013, p.93; 이영미; 2013, p.50; 임종호, 2017, p.60), 그리고 일상생활의 도움이 필요 정도가 낮을수록 즉, 고령장애인이 일상생활을 혼자 수행하는 것이 가능할수록 삶의 만족도가 높은 것으로 드러났다(권재숙, 2012, p.69; 김성희, 2016, p.34; 박주영, 2013, p.93). 그 외에 장애정도도 삶의 만족도에 유의한 영향을 미치는 결과를 보였는데, 김성희(2016, p.34)의 연구에 따르면, 장애정도가 경증일 때, 고령장애인의 삶의 만족도가 높은 것으로 나타났다.
2. 빈곤, 우울, 자아존중감 그리고 삶의 만족도
자아존중감이란 자신에 대한 긍정적 또는 부정적 평가와 관련된 것을 의미하는 것으로(Rosenberg, 1965), 보편적으로 인간이 자신의 능력이나 특성에 대해 가지는 생각이나 태도, 판단, 감정 및 기대를 함유하는 개념을 말하는데, 자아지각, 자아평가, 자기효능감 등으로 가리켜지고 있다(한미정, 2001, p.35). 자아존중감은 행복감과 매우 밀접한 관련성을 지니는데(Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs, 2003, p.1), 장애인의 자아실현과 사회통합에 있어서 자아존중감은 매우 중요한 요인으로 신체적･정신적 건강의 기반을 형성하여 전반적으로 삶의 만족도에 큰 영향을 미치고 있다(Taft, 1985). 기존의 여러 연구들(김자영, 한창근, 2016, p.19; 김경화, 신은경, 2017, p.24; 노승현, 2007, p.93; Tzonichaki, & Kleftaras, 2002, p.99)에 따르면, 장애인의 자아존중감의 수준이 높을수록 삶의 만족도가 높아지는 것으로 나타났다. 고령장애인은 ‘장애’ 와 ‘노화’라는 이중고를 겪고 있기 때문에 특히 다른 집단들에 비해 자아존중감이 상실되기 쉬운데, 문필동(2017)은 자아존중감의 정도가 낮은 고령장애인들은 죽음에 대한 불안은 높지만, 자아존중감이 높은 고령장애인들은 삶의 만족도가 높기 때문에 자아존중감 관리가 매우 중요하다고 언급했다. 이는 고령장애인의 자아존중감이 높아지면 삶의 만족도가 높아지는 것으로 나타난 이현정(2000, p.24)과 정문진(2017, p.120)의 연구를 통해서도 확인할 수 있다.
일반적으로 경제적 어려움과 낮은 사회경제적 지위는 스스로에 대한 위축감과 열등감, 부정적인 자기인식, 그리고 낮은 자존감으로 이어지게 되며, 결과적으로 개인의 자아존중감 형성에 부정적인 영향을 미치게 되는데, 이는 기존의 여러 연구들을 통해서도 나타나고 있다. 김자영(2014, p.730)의 연구에서는 노인이 빈곤상태에 있을 때, 자아존중감이 낮아지며, 김윤승(2012, p.79)의 연구에서는 주거빈곤 기준에 미달할수록 노인의 자아존중감이 낮아지는 것으로 드러났다. 또, 김진성(2017, p.94)은 국민기초생활보장제도 수급자의 수급기간이 길어질수록 자아존중감이 낮은 분석결과를, 김자영, 한창근(2016, p.19)은 장애인 가구의 자산수준이 높을수록 자아존중감이 높아짐을 밝혔다. 고령장애인의 빈곤과 자아존중감 간의 관계를 다룬 연구도 보고되고 있는데, 정문진(2017, p.117)의 연구에 의하면, 고령장애인이 취업상태에 있고, 노후준비가 되어 있으며 그리고 국민기초생활 수급자가 아닐 때, 자아존중감이 높은 것으로 나타났다.
빈곤은 또한 개인의 주관적 삶의 질과도 밀접한 연관을 맺고 있는데(황여정, 김수혜, 2010), 개인이 경제적 어려움이나 경제적 스트레스를 경험하게 되면 이는 개인의 심리적 안녕감에 부정적인 영향을 미쳐서 삶의 질의 저하로 이어질 수 있다. 일반적으로 경제적 요인은 삶의 만족도에 영향을 주는 주요한 변인으로 제시되고 있는데, 여러 선행연구들에 따르면, 경제적 부담이 낮거나 경제적 수준이 높을수록 삶의 만족도가 높은 것으로 밝혀지고 있다(김자영, 2017a, p.89; 박자경, 2009, p.72; Bankole et al., 2007). 고령장애인의 삶의 만족도를 다룬 기존의 여러 연구들에서도 경제적 요인은 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인으로 밝혀지고 있는데, 먼저, 권재숙(2012, p.66)과 김성희(2016, p.34)의 연구에서는 소득수준이 높을수록 고령장애인의 삶의 만족도가 높았으며, 정문진(2017, p.117)의 연구에서는 노후준비가 되어 있는 경우 고령장애인의 삶의 만족도가 높은 것으로 나타났다. 그리고 이중섭(2010, p.202)과 박주영(2013, p.93), 임종호(2017, p.60)의 연구에서는 주관적 계층의식이 상층으로 인식할수록 고령장애인의 삶의 만족도가 높은 것으로 드러났다.
한편 우울은 자신에 대한 부정적 인식의 결과를 말하며 근심과 침울, 상실과 무기력함을 나타내는 정서장애를 의미하는데(Beck, 1974; 김현미, 2005 재인용, p.6), 우울감이 지속되면 자기비하 및 자기가치감의 저하, 그리고 스스로에 대한 위축감으로 이어질 수 있기 때문에, 자아존중감을 형성하는데 있어서 우울은 하나의 위험요인이 될 수 있다. 이는 기존의 여러 연구들을 통해서도 확인할 수 있는데, 이들 연구에 의하면, 우울감과 자아존중감 사이에 부적인 관련성이 있는 것으로 제시되고 있으며(김갑숙, 전영숙, 이철우, 2009, p.215; 김성범, p.1922; 조기환, 2011, p.38), 우울감은 자아존중감에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(이은희, 2015, p.29). 또한 우울은 개인의 인지상태에 영향을 미치면서 삶의 질을 저하시키는 경향이 있는데(Scocco et al., 2006, p.169), 우울감을 보이는 사람은 자신과 주변 환경 그리고 미래에 대해서 부정적인 사고를 갖는 등 무엇이든 자신을 비난하는 방식으로 해석하는 경향이 있어 삶의 질이 저하될 수 있다(임은실, 2003). 여러 선행연구들에 의하면, 우울감은 삶의 만족도에 부정적인 영향을 미치는 요인으로 제시되고 있다(김지영, 2019, p.20; 김희국, 2012, p.329; 민장배, 송진영, 2016, p.321; 최미영, 곽현근, 박현식, 2014, p.322). 고령장애인의 삶의 만족도와 우울감 간에도 연관성이 있는 것으로 보고되고 있는데, 먼저 권오균(2008, p.23)의 연구에서는 지역사회에 거주하는 고령장애인의 삶의 질에 영향을 주는 변인들을 분석한 결과에 따르면, 우울감이 낮을수록 삶의 질이 높은 것으로 드러났다. 그 외의 선행연구들(김용탁, 이남, 2019, p.12; 문필동, 2017, p.82; 이예은, 2016, p.56)에서도 고령장애인의 삶의 만족도에 우울감이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
고령장애인의 자아존중감과 삶의 만족도에 각각 영향을 미치는 요인으로는 빈곤여부와 우울감 외에도, 성별, 학력, 혼인상태, 취업여부가 있다. 이는 선행연구의 결과에 근거하는데, 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 남성 고령장애인인 경우, 삶의 만족도가 높으며(강창욱, 이준우, 2006, p.84), 또 여성 고령장애인 일 때 삶의 만족도가 높은 것으로(권오균, 2008, p.23; 김성희, 2016, p.34) 밝혀진 연구가 있다. 다음으로 학력이 높을수록(권재숙, 2012, p.65; 박웅, 2015, p.60), 배우자가 있을 때(권재숙, 2012, p.65; 김성희, 2016, p.34; 이중섭, 2010, p.202), 그리고 취업상태에 있을 때, 삶의 만족도가 높아지는 것으로 나타났다(이영미, 2013, p.50). 다음으로, 자아존중감의 경우에는, 성별이 자아존중감에 유의한 영향을 미치는 것으로 드러났으며(정순둘, 2004, p.117), 배우자가 있는 경우(김재희, 김욱, 2013, p.246), 학력이 높을 때(이문정, 남정휘, 2017, p.103; 이성은, 2009, p.20), 그리고, 취업상태에 있을 때 자아존중감이 높아지는(김자영, 한창근, 2016, p.19; 임중철, 주경희, 임병우, 2012) 것으로 드러났다. 이상의 선행 연구들의 결과에 기초하여 본 연구에서는 통제변수를 성별, 학력, 혼인상태, 취업여부로 설정하여 본 연구모형에 포함시켰다.
이상의 논의를 종합해보면, 빈곤은 자아존중감에 부적인 관련성이 있으며, 마찬가지로 삶의 만족도에도 부적인 관련성이 있음을 알 수 있다. 우울감 또한 자아존중감에 부적인 관련성이 있으며, 삶의 만족도에도 부적인 관련성이 있으며, 마지막으로 자아존중감의 경우에는 삶의 만족도에 정적인 관련성이 있음을 알 수 있다. 이러한 변인들 간의 관계에 근거해서 빈곤이 삶의 만족도에 영향을 미치는 데 있어서 자아존중감이 어느 정도 매개작용을 하고 있음을 예측할 수 있으며, 마찬가지로 우울감 또한 삶의 만족도 간의 관계에서 자아존중감이 어느 정도 매개작용을 하고 있음을 예측할 수 있다. 국내의 선행연구들 중에서 빈곤과 삶의 만족도 간의 관계에서 자아존중감이 매개역할을 하고 있음을 보여주는 연구는 매우 부족한 편으로, 자아존중감이 장애인 가구원의 자산수준과 삶의 만족도 사이에서 매개역할을 하고 있음을 밝힌 김자영, 한창근(2016, p.21)의 연구와 고령장애인의 노후준비와 삶의 만족도 간의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 보고한 정문진(2017)의 연구, 그리고 고령장애인의 사회참여와 삶의 만족도 사이에서 자아존중감의 매개효과가 나타난 고민석(2015, p.228)의 연구가 있을 뿐이다. 한편 자아존중감과 삶의 만족도 사이에서 우울감의 매개역할을 밝힌 국내의 연구들(김미옥, 박상진, 손기호, 2016, p.307; 박상진, 2015, p.33; 이익섭, 김동기, 엄태영, 2007, p.96)은 보고되고 있지만, 우울감과 삶의 만족도 간의 관계에서 자아존중감의 매개역할을 보이는지를 분석한 연구들은 상대적으로 부족한 편으로, 대학생의 우울과 삶의 만족도 사이에서 자아존중감의 매개효과를 검증한 김욱(2017, p.408)의 연구와 터키의 초기 청소년들의 우울과 삶의 만족도 간의 관계에서 자아존중감의 매개역할을 밝힌 Kapikirian(2013, p.624)의 연구가 있을 뿐이다. 특히 고령장애인 가구의 빈곤과 우울감이라는 두 개의 변인과 삶의 만족도 간의 각각의 관계에서 자아존중감이 매개작용을 하는지를 분석한 연구는 거의 전무한 실정이다. 이에 본 연구에서는 고령장애인 가구를 대상으로 빈곤과 우울감 두 개의 변인들과 삶의 만족도 간의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 검증해보고자 한다.
Ⅲ. 연구방법
1. 연구모형
본 연구의 목적은 고령장애인의 빈곤과 우울감이 삶의 만족도에 각각 영향을 미치는 데 있어서 자아존중감이 매개역할을 하는지를 분석하는 것으로 이에 따른 연구모형을 다음과 같이 제시하였다.
2. 자료 및 연구대상
본 연구는 한국복지패널(Korean Welfare Panel Study)의 12차년도 조사자료(2017)를 활용하였는데, 한국복지패널은 지역적으로는 ‘제주도’, 가구유형으로는 ‘농어가’를 포함하고 있어 패널조사로서는 드물게 전국적인 대표성을 지니고 있으며, 그리고 국내 패널조사 중에서 가장 많은 저소득층 가구를 포함하고 있다는 점에서 저소득층 대상 정책이나 빈곤 연구에 적합한 패널조사이다(한국복지패널, 2017). 고령 장애인 가구는 일반적으로 빈곤에 취약한 것으로 밝혀지고 있는데, 고령 장애인 주거지원 연구에 따르면, 고령 장애인 가구의 저소득층 비율은 78.1%로 일반 가구(35.6%)의 2배 이상이며, 고령 장애인으로만 구성된 가구는 대다수인 98.7%가 저소득층으로 나타난 결과(강미나 등, 2016)에 기초하여 본 연구는 빈곤 연구에 적합한 한국복지패널의 자료를 사용하였다.
본 연구는 12차년도 조사완료 된 1,459명의 장애인 가구원 중에서 추출한 만 65세 이상의 고령장애인 가구원 905명 중, 우울감에서 무응답한 126명, 자아존중감에서 무응답한 126명 그리고 삶의만족도에서 무응답한 126명을 EM(Expectation-Maximization) 접근법3)으로 처리하여 본 연구의 최종분석에 활용하였다.
3. 변수 및 측정도구
가. 내생변수: 삶의 만족도, 자아존중감
본 연구의 내생변수는 삶의 만족도와 자아존중감이다. 먼저 삶의 만족도는 한국복지패널의 12차년도 조사 자료에서 추출한 8개의 영역별 지표인 건강상태･가구 소득･주거 환경･가족관계･직업･사회적 친분관계･ 여가생활･ 전반적인 생활 만족도를 총 합산한 값을 연속변수로 사용하였으며, 점수가 높을수록 삶의 만족도가 높음을 뜻한다. 본 연구와 동일하게 삶의 만족도 변수를 구성한 김자영(2017a, p.60)의 연구에서는 Cronbach’s a =.815로, 오정숙(2019, p.98)의 연구에서는 Cronbach’s a = .827로 나타났다. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach’s a 값은 .809로 나타났다.
본 연구의 또 다른 내생변수는 자아존중감으로, 자아존중감 척도는 Rosenberg Self-Esteem Scale을 사용하였으며, 조사시점 현재 일을 기준으로 측정되었다. 총 10개의 문항들로 되어 있는데, 자기평가에 대한 각각 긍정적 5문항과 부정적 5문항으로 구성되어 있다. 각각의 문항들을 상세히 살펴보면, 먼저 긍정적 자기평가에 관한 5개의 문항은 “나는 가치 있는 사람임”, “나는 좋은 성품을 지님”, “다른 사람들과 같이 일을 잘할 수 있음”, “긍정적인 태도를 가짐”, “대체로 만족”으로 구성되어 있다. 그리고, 부정적 자기평가에 관한 5개의 문항은 “나는 실패한 사람이라는 느낌이 듦”, “자랑할 것이 별로 없음”, “내 자신을 존경할 수 있으면 좋겠음”, “내 자신이 쓸모없다고 느낌”, “내가 좋지 않은 사람이라고 생각함”으로 구성되어 있다. 10개의 문항들 중에서 자기 자신에 대해서 부정적으로 평가한 5개의 문항들을 역코딩을 한 후 측정하였으며, 각각의 문항별 점수를 모두 합산한 값을 연속변수로 사용하였는데, 점수가 높을수록 자아존중감의 수준이 높음을 가리킨다. 본 연구와 같은 척도를 사용한 문필동, 이정화(2017, p.142)의 연구에서는 Cronbach’s a = .710으로, 그리고 이규선, 박순우(2019, p.79)의 연구에서는 Cronbach’s a = .748로 나타났는데, 일반적으로 사회과학에서는 Cronbach’s a 가 .6 이상이면 신뢰도가 있다고 본다(송지순, 2011). 본 연구에서는 자아존중감의 척도의 신뢰도 분석결과는 Cronbach’s a = .971로 확인되었다.
나. 외생변수: 빈곤여부, 우울감
본 연구의 외생변수는 빈곤여부와 우울감이다. 먼저 빈곤여부의 경우, 빈곤가구=1, 비빈곤가구=0을 부여하였다. 한국복지패널조사에서는 가구균등화된 경상소득을 기준으로 중위소득 60% 미만이면 저소득층 가구, 중위소득 60% 이상이면 일반가구로 설정하고 있다(한국복지패널, 2017). 본 연구의 또 다른 외생변수인 우울감으로 우울척도는 CESD-11을 사용하였으며, 조사한 시점에서 지난 1주일간의 심리상태에 대해 질문하는 방식으로 측정되었다. 우울에 대한 인식은 총 11개의 문항으로 구성되어 있는데(식욕이 없음 + 비교적 잘 지냄 + 상당히 우울 + 모든 일이 힘들게 느껴짐 + 잠을 설침 + 외로움 + 불만없이 생활 + 사람들이 차갑게 대하는 것 같은 느낌 + 마음이 슬픔 + 사람들이 나를 싫어하는 것 같은 느낌 + 뭐 해 나갈 엄두가 나지 않음), 이는 Radloff(1977)가 개발한 20개의 문항을 11개의 문항으로 재구성된 것이다. 11개의 문항들 중에서 “비교적 잘 지냈다” 와 “불만없이 생활” 문항은 역코딩 후 측정하여, 각각의 항목별 점수를 모두 합산한 값을 연속변수로 사용하였는데, 총 점수가 높을수록 우울감이 높다고 평가할 수 있다. 또 계산된 값이 16을 초과하면 우울증을 의심할 수 있다(한국복지패널, 2017). 본 연구와 동일한 척도를 사용한 권이영(2014, p.16)의 연구에서는 Cronbach’s a = .95로, 서영진(2014, p.28)의 연구에서는 Cronbach’s a = .880으로 나타났다. 본 연구에서는 우울감의 척도의 신뢰도 분석결과는 Cronbach’s a = .989로 확인되었다.
다. 통제변수: 성별, 학력, 혼인상태, 취업여부
본 연구의 통제변수는 성별, 학력, 혼인상태, 취업여부로 설정하였다. 우선 성별은 여=0, 남=1로 명목변수로 측정하였으며, 학력은 한국복지패널조사 자료의 학력을 재구성하여 고졸 미만=0, 고졸 이상=1로 더미화하여 분석에 투입하였다. 다음으로 혼인상태는 배우자 없음(사별, 이혼, 별거, 미혼, 기타)=0, 배우자 있음=1로 부여하였으며, 마지막으로 취업여부는 미취업=0, 취업=1로 부여4)하여 분석에 활용하였다.
표 1.
변수의 정의
| 구분 | 변수명 | 변수측정 | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 내생변수 | 삶의만족도 | 건강상태 만족도, 가구 소득 만족도, 주거 환경 만족도, 가족관계 만족도, 직업 만족도, 사회적 친분관계 만족도, 여가생활 만족도, 전반적인 생활 만족도를 총 합산 | ||||||||
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| 자아존중감 | Rosenberg Self-Esteem Scale 척도 10문항(1~4점 측정) | |||||||||
| 외생변수 | 빈곤여부 | 비빈곤=0, 빈곤=1(균등화된 중위 가구소득의 60% 기준) | ||||||||
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| 우울감 | CESD-11 척도 10문항(0~3점 측정) | |||||||||
| 통제변수 | 성별 | 여=0, 남=1 | ||||||||
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| 학력 | 고졸 미만=0, 고졸 이상=1 | |||||||||
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| 혼인상태 | 배우자 없음(사별, 이혼, 별거, 미혼, 기타)=0, 배우자 있음=1 | |||||||||
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| 취업여부 | 미취업=0, 취업=1 | |||||||||
Ⅳ. 분석결과
1. 일반적 특성
<표 2>에 정리된 것은 본 연구 대상자의 일반적 특성으로, 먼저 성별에서 남성은 47.8%, 여성은 52.2%로 거의 유사한 비율로 나타났으며, 혼인상태의 경우, 배우자 있음이 61.4%로 배우자 없음(38.6%)에 비해 1.59배 높은 것으로 확인되었다. 다음으로 학력에 있어서는 고졸 미만이 84.1%로 고졸 이상(15.9%)에 비해 5.29배 더 많은 것으로 나타났으며, 취업여부는 미취업 상태가 75.6%로 취업상태(24.4%)에 비해 3.10배 더 많은 것으로 드러났다. 그리고 빈곤 상태가 67.6%로 비빈곤 상태(32.4%)에 비해 2.09배 더 많은 것으로 확인되었다. 또한 우울감의 평균은 6.17(표준편차 5.34)로, 자아존중감의 평균은 27.79(표준편차 3.73)로 나타났으며, 마지막으로 삶의 만족도의 평균은 25.85(표준편차 3.65)로 드러났다.
표 2.
일반적 특성
| (N=905) | ||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 변수 | 구분 | 빈도(명) | 비율(%) | |||||||
| 성별 | 남성 | 433 | 47.8 | |||||||
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| 여성 | 472 | 52.2 | ||||||||
| 혼인상태 | 배우자 있음 | 556 | 61.4 | |||||||
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| 배우자 없음 | 349 | 38.6 | ||||||||
| 학력 | 고졸 미만 | 761 | 84.1 | |||||||
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| 고졸 이상 | 144 | 15.9 | ||||||||
| 취업여부 | 미취업 | 684 | 75.6 | |||||||
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| 취업 | 221 | 24.4 | ||||||||
| 빈곤여부 | 비빈곤 | 293 | 32.4 | |||||||
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| 빈곤 | 612 | 67.6 | ||||||||
| 우울감 | 평균=6.17, 표준편차=5.34, 왜도=1.203, 첨도=1.879 | |||||||||
| 자아존중감 | 평균=27.79, 표준편차=3.73, 왜도=-.236, 첨도=.180 | |||||||||
| 삶의만족도 | 평균=25.85, 표준편차=3.65, 왜도=-.473, 첨도=.258 | |||||||||
2. 변수들 간의 상관관계
상관관계분석을 실시한 결과를 제시하면 다음의 <표 3>과 같다. 먼저 빈곤여부는 우울감(r=.183)과는 유의한 정적상관관계를 보이는 반면에, 자아존중감(r=-.245), 삶의 만족도(r=-.238), 성별(r=-.089), 학력(r=-.222), 혼인상태(r=-.131), 취업상태(r=-.173)와는 유의한 부적상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 다음으로 우울감은 자아존중감(r=-.513), 삶의만족도(r=-.538), 성별(r=-.167), 학력(r=-.082), 혼인상태(r=-.165), 취업상태(r=-.219)와 유의미한 부적상관관계가 있는 것으로 드러났으며, 그리고 자아존중감은 삶의만족도(r=.563), 성별(r=.074), 학력(r=.091), 혼인상태(r=.191), 취업상태(r=.295)와 유의한 정적상관관계 보이는 것으로 확인되었다. 마지막으로 삶의만족도는 학력(r=.103), 혼인상태(r=.115), 취업상태(r=.281)와 유의한 정적상관관계를 보이는 것으로 나타난 반면에, 성별 간의 관계에서는 상관관계가 없는 것으로 나타났다.
표 3.
변수 간의 상관계수
| 빈곤여부 | 우울감 | 자아존중감 | 삶의만족도 | 성별 | 학력 | 혼인상태 | 취업상태 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 빈곤여부 | 1 | |||||||
| 우울감 | .183** | 1 | ||||||
| 자아존중감 | -.245** | -.513** | 1 | |||||
| 삶의만족도 | -.238** | -.538** | .563** | 1 | ||||
| 성별 | -.089** | -.167** | .074* | .055 | 1 | |||
| 학력 | -.222** | -.082* | .091** | .103** | .303** | 1 | ||
| 혼인상태 | -.131** | -.165** | .191** | .115** | .363** | .208** | 1 | |
| 취업상태 | -.173** | -.219** | .295** | .281** | .089** | .020 | .186** | 1 |
*P<.05, **P<.01
3. 구조모형 분석
본 연구모형은 분석결과, 포화모형(Saturated Model)으로 확인되었다. 포화모형은 완전 적합된 모형이며, 모형의 적합도를 살펴볼 필요가 없으며(허준, 2013, p.126), 또, 좋은 적합도라는 시각에서 볼 때, 가급적 복잡한 모형을 초기모형으로 설정해서 연구를 시작하는 것이 좋은 방법일 수 있다(강현철, 2013, p.661).
본 연구는 경로분석을 실시해서 변인들 간의 관계를 살펴보았으며, 그 결과를 정리해서 다음의 <표 4>와 [그림 2]에 제시하였다. 우선 주요변수들 간의 경로계수는 모두 유의한 것으로 나타났는데, 빈곤여부가 자아존중감(B = -.982, p<.001)과 삶의 만족도(Β =-.553, p<.01)에 이르는 직접경로가 유의하고, 그리고 우울감이 자아존중감(Β =-.313, p<.001)과 삶의 만족도(Β =-226, p<.001)에 이르는 직접경로가 유의하며, 또 자아존중감이 삶의 만족도(Β =.343, p<.001에 이르는 직접경로가 유의한 것으로 확인되었다. 이러한 분석결과를 통해 빈곤할 때 자아존중감과 삶의 만족도가 각각 낮아지며, 그리고 우울감의 정도가 높아질수록 자아존중감과 삶의 만족도는 각각 낮아지며, 또 자아존중감이 높아질수록 삶의 만족도가 높아짐을 알 수 있다.
표 4.
경로분석 결과
| 경로 | 비표준화계수 | 표준화계수 | 표준오차 | C.R | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 주요변수효과 | 빈곤여부→자아존중감 | -.982 | -.123 | .229 | -4.283*** | |||||
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| 우울감→자아존중감 | -.313 | -.449 | .020 | -15.610*** | ||||||
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| 빈곤여부→삶의만족도 | -.553 | -.071 | .210 | -2.633** | ||||||
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| 우울감→삶의만족도 | -.226 | -.331 | .020 | -11.050*** | ||||||
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| 자아존중감→삶의만족도 | .343 | .351 | .030 | 11.385*** | ||||||
| 통제변수효과 | 성별→자아존중감 | -.496 | -.067 | .227 | -2.181* | |||||
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| 혼인상태→자아존중감 | .680 | .089 | .230 | 2.951** | ||||||
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| 학력→자아존중감 | .257 | .025 | .300 | .856 | ||||||
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| 취업여부→자아존중감 | 1.426 | .165 | .248 | 5.742*** | ||||||
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| 성별→삶의만족도 | -.330 | -.045 | .207 | -1.598 | ||||||
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| 혼인상태→삶의만족도 | -.209 | -.028 | .210 | -.994 | ||||||
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| 학력→삶의만족도 | .460 | .046 | .272 | 1.689 | ||||||
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| 취업여부→삶의만족도 | .859 | .101 | .229 | 3.748*** | ||||||
*P<.05, **P<.01, ***P<.001
다음으로 통제변인의 경우, 성별이 자아존중감(Β =-.496, p<.05)에 이르는 직접경로가 유의하고, 그리고 혼인상태가 자아존중감(Β =.680, p<.01)에 이르는 직접경로가 유의한 것으로 나타났으며, 다음으로 취업여부가 자아존중감(Β =1.426, p<.001)과 삶의 만족도(Β =.859, p<.001)에 이르는 직접경로가 유의미한 것으로 확인되었다. 이는 여성이고, 배우자가 있을 때, 자아존중감이 높아지고, 그리고 취업상태에 있을 때, 자아존중감과 삶의 만족도가 각각 높아짐을 의미한다. 여기서 표준화계수를 중심으로 살펴볼 때, 우울감이 자아존중감(β=-.449)에 가장 큰 영향을 미치는 것으로 드러났다.
위의 결과를 정리해보면, 빈곤여부는 자아존중감과 삶의 만족도에 각각 영향을 미치고, 우울감도 마찬가지로 자아존중감과 삶의 만족도에 각각 영향을 미치며, 그리고 빈곤여부는 자아존중감을 거쳐서 삶의 만족도에 영향을 미치고 우울감 또한 자아존중감을 통해 삶의 만족도에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
본 연구모형에서 붓스트래핑(Bootstrapping) 방법을 사용해서 매개효과의 유의성을 검증하였으며, 그 결과를 정리하면 다음의 <표 5>에 제시한 바와 같다. 우선 빈곤여부가 삶의 만족도에 이르는 경로에서 나타난 총효과가 -.890, 직접효과가 -.553, 그리고 간접효과의 값은 -.337로 확인되었다. 이때 빈곤여부와 삶의 만족도 사이에서 자아존중감의 직접 및 간접효과가 각각 통계적으로 유의미한 것으로 드러나5) 자아존중감은 빈곤여부가 삶의 만족도에 영향을 미치는 데 있어서 부분 매개역할을 한다고 할 수 있다. 이는 빈곤여부가 자아존중감을 거쳐서 삶의 만족도에 간접적인 영향을 미침을 의미하는데, 즉, 빈곤할 때, 자아존중감이 낮아지며 또 이에 근거해서 삶의 만족도가 낮아짐을 알 수 있다.
본 연구의 또 다른 외생변수인 우울감이 삶의 만족도에 이르는 경로에서 확인된 총효과가 -.334, 직접효과가 -.226, 그리고 간접효과의 값은 -.107로 나타났다. 이때, 우울감과 삶의 만족도 사이에서 자아존중감의 직접 및 간접효과가 각각 유의한 것으로 확인되어6) 자아존중감은 우울감과 삶의 만족도 사이에서도 부분 매개역할을 하고 있음을 알 수 있다. 이는 우울감은 자아존중감을 매개로 하여 삶의 만족도에 간접적인 영향을 미침을 뜻하는데, 즉, 우울감의 정도가 높아질수록 자아존중감이 낮아지며 이를 바탕으로 삶의 만족도가 낮아지는 것을 가리킨다.
표 5.
경로모델에 대한 매개효과 유의성 검증 결과표
| 경로 | 총효과 | 직접효과 | 간접효과 |
|---|---|---|---|
| 빈곤→자아존중감→삶의만족도 | -.890** | -.553** | -.337** |
| 우울감→자아존중감→삶의만족도 | -.334* | -.226* | -.107** |
*P<.05, **P<.01
Ⅴ. 결론
본 연구는 한국사회에서 장애와 노화의 이중고를 경험하고 있는 고령장애인의 삶의 질이 취약한 실정이며, 그리고 고령장애인의 삶의 만족도를 다룬 국내의 연구들이 매우 부족하다는 문제인식에서부터 시작되었다. 따라서 본 연구는 고령장애인 가구원을 대상으로 빈곤과 우울감, 그리고 자아존중감이 삶의 만족도에 어떻게 영향을 미치는지 살펴보고, 또 변인들 간의 경로를 파악하고 또 매개효과를 검증하기 위해 경로분석을 실시하였다. 다음은 결과를 요약해서 제시한 것이다.
첫째, 고령장애인 가구원의 빈곤은 자아존중감에 부적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이를 통해 고령장애인이 빈곤할 때 자아존중감이 낮아짐을 알 수 있다. 이는 고령장애인이 취업상태에 있고, 노후준비가 되어 있으며, 그리고 국민기초생활 수급자가 아닐 때, 자아존중감이 높은 것으로 확인된 정문진(2017, p.117)의 연구결과가 이를 뒷받침하며, 또 고령장애인의 사회적 배제와 자아존중감 간의 관계에 부적 관계를 밝힌 이종화(2019, p.55)의 연구결과와 유사하다고 볼 수 있다. 이는 또한 일반적으로 경제적 어려움을 겪으면 스스로에 대한 위축감과 자존감의 하락 등을 보이는 현실을 통해서도 충분히 파악할 수 있다. 빈곤은 마찬가지로 고령장애인의 삶의 만족도에도 부적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 고령장애인이 빈곤할 때 삶의 만족도가 낮아짐을 뜻한다. 이러한 결과는 소득수준이 높을수록 고령장애인의 삶의 만족도가 높았으며(권재숙, 2012, p.66; 김성희, 2016, p.34), 그리고 노후준비가 되어 이는 경우(정문진, 2017, p.117), 또 주관적 계층의식이 상층으로 인식할수록(박주영, 2013, p.93; 이중섭, 2010, p.202; 임종호, 2017, p.60) 고령장애인의 삶의 만족도가 높은 것으로 드러난 기존의 여러 연구결과들이 이를 지지한다고 볼 수 있다. 한편 고령장애인 가구원의 자아존중감은 삶의 만족도에 정적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이를 통해 고령장애인의 자아존중감이 높을수록 삶의 만족도가 높아짐을 알 수 있다. 이는 고령장애인의 자아존중감이 높아질수록 삶의 만족도가 높아지는 결과를 밝힌 이현정(2000, p.24)과 정문진(2017, p.120)의 연구와 일치하는 바이다. 자아존중감의 향상은 삶의 만족도를 높이는데 중요한 요인이 되기 때문에 고령장애인의 삶의 만족도를 증진시키기 위해서는 스스로에 대한 긍정적인 자기평가를 갖는 자세가 필요하다고 볼 수 있다
둘째, 고령장애인 가구원의 우울감이 자아존중감에 부적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 고령장애인의 우울감이 높을수록 자아존중감이 낮아짐을 의미한다. 이러한 결과는 우울감과 자아존중감 사이에 부적인 관련성을 보고한 선행연구들(김갑숙, 전영숙, 이철우, 2009, p.215; 김성범, 김진숙, 2011, p.1922; 이은희, 2015, p.27; 조기환, 2011, p.38)의 결과가 이를 뒷받침한다고 볼 수 있다. 우울감은 또한 고령장애인의 삶의 만족도에도 부적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었는데, 이를 통해 고령장애인의 우울감이 높을수록 삶의 만족도가 낮아짐을 예측할 수 있다. 이는 우울감이 고령장애인의 삶의 만족도에 부정적인 영향을 미친 것으로 분석된 기존의 연구들(권오균, 2008, p.23; 김용탁, 이남, 2019, p.12; 문필동, 2017, p.82)과 일치한다고 볼 수 있다.
셋째, 자아존중감은 고령장애인의 빈곤과 삶의 만족도 간의 관계에서 부분 매개역할을 나타내는 것으로 확인되었는데, 이러한 결과는 빈곤할 경우 자아존중감이 낮아지며, 이에 근거해서 삶의 만족도가 낮아짐을 가리킨다. 우울감 또한 고령장애인의 삶의 만족도에 영향을 미치는 과정에서 자아존중감의 부분 매개효과를 보이는 것으로 드러났는데, 이는 고령장애인이 우울할 때, 자아존중감이 낮아지며, 이를 토대로 삶의 만족도가 낮아짐을 의미한다. 이러한 결과는 대학생의 우울과 삶의 만족도 간의 관계에서 자아존중감의 매개효과를 보고한 김욱(2017, p.408)의 연구와 유사하다고 볼 수 있다.
이상의 결과를 바탕으로 실천적･정책적 함의를 제시하면 다음과 같다.
첫째, 고령장애인 가구의 빈곤이 자아존중감과 삶의 만족도에 각각 부정적인 영향을 미친 것으로 나타난 결과는 고령장애인 가구의 자아존중감과 삶의 만족도가 저하되지 않기 위해서는 이들의 빈곤율을 감소시키기 위한 소득보장정책의 강화를 시사한다고 볼 수 있다. 국민연금의 역할이 중요하다고 볼 수 있는데, 이승기, 윤상용, 서동명(2016, p.153)이 언급하였듯이, 국민연금 비가입자에 대한 재정적 지원을 통해 국민연금 가입을 유도하는 방안과 더불어 장애인 가입자들을 대상으로 노령연금 조기특례 제도를 도입하는 방안이 모색되어야 할 것이다. 그리고 현재 중증장애인을 대상으로 하는 자산형성지원사업인 이룸통장이 시행되고 있지만, 상대적으로 빈곤에 취약한 고령장애인들 만을 대상으로 하는 자산형성지원사업이 아직 시행되고 있지 않은 점을 고려하여 만 65세 고령장애인 가구만을 대상으로 하는 보다 특성화된 저축 프로그램을 도입하는 방안이 마련될 필요가 있다.
둘째, 고령장애인 가구의 빈곤이 삶의 만족도에 영향을 미치는 데 있어서 자아존중감의 부분 매개효과가 검증된 결과를 통해 고령장애인 가구가 빈곤으로 인하여 삶의 질이 저하되지 않도록 하기 위해서는 자아존중감을 강화시키는 방안이 요구된다. 장애인복지 실천현장에서는 저소득 고령장애인들을 대상으로 집단상담, 원예치료, 음악치료, 다양한 체험학습 등 자아존중감을 증진시킬 수 있는 다양한 프로그램들을 실시하여 이들이 삶의 만족도가 낮아지지 않도록 해야 될 것이다. 윤관기, 고정미(2018)는 충청북도 청주시 ㅅ동의 주민센터에서 개설된 꿈(Dream) 드림 프로젝트 문화체험사업의 일환으로 ‘즐거운 노인음악활동’에 참여한 6명의 노인들을 대상으로 2018년 4월부터 6월까지 12주 동안 매주 1시간씩 오르프 교수방법을 적용한 음악활동 프로그램을 실시한 결과, 음악활동 프로그램이 노인들의 자아존중감을 향상시킨 것으로 나타났다. 이러한 연구결과를 통해 알 수 있듯이, 고령장애인 가구를 대상으로 자아존중감을 향상시킬 수 있는 다양한 프로그램과 교육 등을 활용하여 이들이 빈곤으로 인하여 삶의 만족도가 낮아지지 않도록 실천적 방안이 마련되어야 할 것이다.
셋째, 고령장애인 가구의 자아존중감과 삶의 만족도에 우울감이 각각 부정적인 영향을 미친 변수로 밝혀진 결과는 고령장애인 가구의 자아존중감과 삶의 만족도가 낮아지지 않기 위해서는 이들의 우울감을 조기발견하고, 우울감을 예방하기 위한 사회복지 개입의 강화를 시사한다. 장애인 복지현장에서는 지역의 정신건강복지센터와 연계해서 고령장애인 가구를 대상으로 정기적으로 정신건강 전문의 검진 및 상담서비스를 확대할 필요가 있으며, 그리고, 웃음치료, 명상치료, 레크레이션 등의 다양한 프로그램을 실시하여 고령장애인의 우울감을 예방하는 것이 요구된다.
넷째, 고령장애인 가구의 우울감과 삶의 만족도 간의 관계에서 자아존중감의 부분 매개효과가 나타난 결과에 근거하여 고령장애인 가구가 우울감으로 인하여 삶의 질이 떨어지지 않기 위해서는 이들의 자아존중감을 강화시키는 실천적 방안을 마련할 필요가 있다. 장애인복지관과 장애인복지시설에서는 고령장애인 가구를 대상으로 정기적으로 우울증 검사를 시행하여, 우울감의 정도가 높은 고령장애인 집단을 대상으로 집단상담, 음악 및 미술치료 등 자아존중감을 향상시킬 수 있는 다양한 프로그램들을 시행하여 우울감이 삶의 만족도의 저하로 이어지지 않도록 해야 될 것이다. 또한 우울감을 보이고 있지 않은 고령장애인 집단에게도 긍정적인 자아개념 및 자아존중감 향상에 도움이 되는 교육과 프로그램을 시행하여 우울감으로 인하여 삶의 질이 낮아지지 않도록 사전에 예방해야 될 것이다.
다섯째, 본 연구결과에서 주요문제는 아니지만, 통제변수인 취업여부가 고령장애인 가구의 자아존중감과 삶의 만족도에 미치는 각각의 영향이 높은 것으로 나타난 결과는 앞에서 언급한 고령장애인을 대상으로 연금형태의 지원뿐만 아니라, 이들에 대한 일자리 사업 또한 활성화 될 필요가 있음을 시사한다. 현재 한국장애인고용공단에서는 장애인 직업영역개발사업으로 만 50세 이상의 장년 장애인들을 대상으로 수제구두제작자, 실버케어매니저, 잡 매니저 등의 직무를 개발･보급･확대해오고 있는데(한국장애인고용공단, 2019), 이를 더욱 활성화하여 고령장애인의 연령과 건강 및 장애정도를 고려한 일자리 사업을 개발 및 시행하여 이들의 취업을 장려할 필요가 있다. 뿐만 아니라, 고령장애인을 위한 직업훈련센터를 개소하여 직업훈련사업을 활성화할 필요가 있으며, 이들에 대한 노동권 또한 보장되어야 할 것이다.
한편 비장애인의 삶의 만족도를 다룬 선행연구들 중에서 본 연구모형의 변수와 유사한 변수를 활용한 권현수(2009)의 연구는 비장애노인을 대상으로 이들의 문제음주, 우울, 자아존중감 그리고 삶의 만족도와의 구조적 관계를 밝히고 이러한 변인들 간의 관계가 빈곤노인과 비빈곤노인 등 집단에 따라 어떠한 차이가 있는지를 분석하였으며, 잠재평균 분석을 통해 빈곤노인과 비빈곤노인 간의 각 변인별 차이를 검증하였다. 이와 달리, 본 연구는 고령장애인 집단에서 특히 취약하다고 볼 수 있는 빈곤과 우울문제에 주목하여 이들이 삶의 질이 저하되지 않고 행복한 삶의 영위할 수 있도록 소득보장정책과 우울감 예방, 그리고 자아존중감의 긍정적 측면을 활용하는 실천적 방안을 제시했으며, 또한 통제변수인 취업여부가 자아존중감 및 삶의 만족도에 미치는 영향이 높은 것으로 확인된 결과에 기초하여 고령장애인들에 대한 일자리 사업의 활성화 방안을 모색했다는 점에서 권현수(2009)의 연구와 차이가 있다고 볼 수 있다.
본 연구는 고령장애인의 자아존중감이라는 심리 정서적 요인이 빈곤여부와 우울감이 삶의 만족도에 각각 영향을 미치는 과정에서 매개역할을 하는 것으로 나타난 분석결과에 기초하여 고령장애인의 삶의 만족도를 증진시키고 또 이들의 행복한 삶을 추구하기 위해서 소득보장정책의 강화의 중요성을 조명하였으며, 그리고 우울감의 예방, 자아존중감의 긍정적 측면을 활용한 프로그램 개발에 대한 지속적인 연구에 근거 자료를 제공할 수 있다는 데에 의의가 있다.
이러한 함의에도 불구하고, 본 연구가 갖는 제한점은 다음과 같다.
첫째, 본 연구는 빈곤여부, 우울감과 자아존중감 그리고 삶의 만족도 간의 관계를 횡단면으로 분석함으로써 변수들이 시간이 지남에 어떻게 변화하는지 그 변화의 정도를 살펴보지 못한 점에서 한계가 있다. 따라서 추후 연구에서는 잠재성장모형을 활용하여 시간의 변화에 따라 고령장애인의 빈곤상태, 우울감과 자아존중감 그리고 삶의 만족도 간의 변화 정도를 분석함으로써 좀 더 정교한 연구가 이루어져야 될 것이다.
둘째, 본 연구에서 사용된 우울감과 자아존중감 그리고 삶의 만족도 변수는 질문에 응답하는데 있어서 연구대상자가 사회적으로 바람직한 방향으로 응답하려는 경향이 있기 때문에 결과가 응답자의 반응에 왜곡될 수 있다. 따라서 후속연구에서는 가족과 이웃에 의한 관찰과 인터뷰 등을 활용하여 보다 심층적인 연구를 할 필요가 있다.
Notes
EM 접근법에서는 결측치에 대한 가장 가능한 추정치를 구하는 E-단계와 결측자료가 추정치를 대치되었다고 가정하고 구하고자 하는 모수치를 추정하는 M-단계로 이루어져 있으며, 추정치의 변화가 무사할 수 있을 만큼 작아질 때까지 E-단계와 M-단계가 반복되고 그리고 이러한 반복과정을 통해 얻어진 최종적인 추정치를 결측치로 대치한다(문수백, 2015, p.375).
한국복지패널은 주된 경제활동 참여상태를 상용직 임금근로자, 임시직 임금근로자, 일용직 임금근로자, 자활근로 및 공공근로, 노인일자리, 고용주, 자영업자, 무급가족종사자, 실업자, 비경제 활동인구로 분류하는데(한국복지패널, 2017), 이를 재구성하여 실업자 및 비경제활동인구를 미취업=0, 자활 및 공공근로, 노인일자리/임시직･일용직, 고용주/자영업자/무급가족종사자를 취업=1로 부여하여 분석에 투입시켰다.
References
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