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지난호

제41권 제1호Vol.41, No.1

장애인의 여가활동참여가 생활만족도에 미치는 영향: 장애수용의 매개효과를 중심으로

The Effect of Leisure Activity Participation of Persons with Disabilities on Life Satisfaction: Based on the Mediating Effects of Disability Acceptance

Abstract

This study was conducted to verify the influence of the participation of the disabled in leisure activities on life satisfaction, and whether disability acceptance mediated in their relationships. To this end, this study utilized the 2nd Wave 4th Year Survey of Employment Panel for Persons with Disabilities, which was distributed in 2020. The subjects of the study are 1,782 persons with disabilities who are actually married, and the analysis is based on SPSS 25.0. The analysis results showed that: First, the participation of disabled people in leisure activities showed a positive (+) effect on life satisfaction. Second, participation in leisure activities has shown a positive (+) effect on disability accommodation. Third, it was revealed that disability acceptance has the effect of mediating the leisure activities and living satisfaction of the disabled. Based on the above-mentioned study, this study discussed ways to improve life satisfaction by improving the acceptance of disabilities for disabled people to recognize their disabilities and accept their disabilities.

keyword
Persons with DisabilitiesLeisure Activity ParticipationLife SatisfactionDisability AcceptanceMediating Effect

초록

본 연구는 장애인의 여가활동참여가 생활만족도에 미치는 영향력과 장애수용이 이들 간의 관계에서 매개하는 효과가 있는지를 검증하는 목적으로 수행되었다. 이를 위해 본 연구에서는 2020년에 배포한 장애인고용패널조사 2차 웨이브 4차년도 조사자료를 활용하였다. 연구대상자는 사실상 혼인상태에 있는 장애인 1,782이며, 분석은 SPSS 25.0을 활용하였다. 분석결과는 다음과 같이 나타났다. 첫째, 장애인의 여가활동참여는 생활만족에 정적(+)인 영향을 보였다. 둘째, 여가활동참여는 장애수용에 정적(+)인 영향을 나타냈다. 셋째, 장애수용은 장애인의 여가활동참여와 생활만족도 간을 매개하는 효과가 있음을 밝혔다. 본 연구는 이상의 연구를 토대로 장애인이 스스로 장애를 인식하고 자신이 가진 장애를 받아들이려는 장애수용의 향상을 통해 생활만족도를 높일 수 있는 방안들을 논의하였다.

주요 용어
장애인여가활동참여생활만족도장애수용매개효과

Ⅰ. 서론

현대사회는 과학기술과 의학 등의 발달로 인해 인간의 수명은 증가하고 있지만, 우리사회의 삶의 질은 매우 낮은 수준에 있다. OECD 보고에 의하면, 한국의 삶의 질 수준은 10점 만점에 5.8로서 OECD 34개국 중 거의 최하위에 해당하는 27위에 있으며, 이는 OECD 평균인 6.58에 못 미치는 낮은 수준이다(OECD, 2017). 또한 2020년 유엔 산하자문기관인 SDSN(2020. p26)의 2020년 세계행복보고서에 의하면, 행복지수가 높은 나라들은 1위 핀란드, 2위 덴마크 등 북유럽국가들이었으며, 우리나라는 중간 정도에 해당하는 61위로서 최빈국들을 제외하면 매우 낮은 순위이며, 2013년 41위, 2015년 47위, 2017년 55위와 같이 해마다 행복지수가 낮아지고 있다. 이 보고서에 의하면, 한국은 불평등수준과 사회적 신뢰 등 주관적 삶의 만족도가 특히 낮다고 하였다. 이러한 현상은 우리나라가 이미 선진국 반열에 있음에도 불구하고 삶의 질 수준이 하위권에 있다는 점에서, 우리사회가 당면하고 있는 사회적 문제로 다루어야 할 중요한 이슈이다.

이러한 상황은 장애인에게도 예외는 아니다. 산업사회 이후 증가하고 있는 교통사고나 산업재해, 그리고 환경문제 등 다양한 원인으로 인해 장애인의 수가 지속적으로 증가해 왔다. 2020년 장애인통계에 의하면, 2019말 현재 등록된 장애인수는 2,618,018명으로서 전체인구의 5.1%에 달하며, 이는 1990년 240천명 대비 1,090%, 2000년 938천명 대비 279%, 그리고 2010년 252천명에 비해 104%의 꾸준한 증가세를 보이고 있다(한국장애인고용공단, 2020, p.3). 특히 2019년 기준으로 전체 장애인 중에서 선천적 장애인의 비중은 10% 정도에 불과하다. 즉, 비장애인이었다가 질환(56.2%), 사고(32.1%) 등의 후천적 이유로 장애인이 된 사람이 대다수이다(보건복지부, 2020a, p.3). 이와 같이 우리사회의 다양한 요인들로 인해 장애인들의 수가 꾸준히 증가하는 추세로 볼 때, 우리 모두는 누구나 사고나 질환으로 인해 예측치 못하는 장애가 발생할 수 있다는 점을 직시해야 한다. 이에 장애는 단지 개인만의 문제를 넘어 사회적 차원에서 관심을 가져야 할 문제라고 할 수 있다.

이에 장애인들이 어떻게 하면 삶의 질을 높일 수 있을지에 대한 사회적 논의가 정부의 장애인복지법과 장애인 차별금지 및 권리구제 등에 관한 법의 제정 등 활발히 이루어지고 있다. 또한 장애인의 생활만족도 향상은 장애인 자신뿐만 아니라 사회복지의 궁극적인 목표이다. 하지만 장애인들의 생활만족도는 차별, 사회적 인식 등 다양한 이유로 인해 비장애인들보다 매우 낮은 수준이다(박용순, 2017, p.57; 최영란, 2017, p.79; 보건복지부, 2020a, p.3; Beckles, 2004, p.299; Sheppard-Jones, Prout, & Kleinert, 2005, p.281).

장애인의 생활만족도와 연관된 선행연구들은 다양하다. 이중 여가활동참여는 장애인의 잠재된 가능성을 발전시키고 일상생활에서의 만족감을 높여주는 요인으로 보고되고 있다(이중섭, 2010, p.187; 권재숙, 2012, p.100; 김소영, 2014, p.67; 김학천, 2017, p.96; 정병두, 2019, p.81). 하지만, 실질적으로 장애인이 여가활동에 참여하는 비율이나 환경은 유엔장애인권리협약에도 불구하고 미흡한 실정이다. 특히 2020년 통계에 의하면, 장애인의 여가활동은 TV보기가 88.2%, 휴식이 72.8%, 컴퓨터 이용이 18.2%, 취미나 자기개발활동이 15.0%, 봉사/종교/사교활동이 12.4%, 스포츠활동이 10.5% 순으로 사회적 여가참여는 매우 부족하다(보건복지부, 2020b, p.3). 이에 장애인의 적극적인 사회적 여가활동참여가 요구된다, 정병두(2019, p.81)는 고령장애인들의 사회적 여가참여는 생활만족도를 높이는 주요한 요인임을 밝혔으며, 김학천(2017, p.96)에 의하면, 장애인들은 사회참여의 수가 많을수록 생활만족도가 높다고 하였다. 또한 여가활동참여는 장애수용을 높여주는 요인이다(양한나, 김권일, 노형규, 2006, p.283; 황순범, 2015, p.60; 김상원, 이양희, 조준동, 유한별, 엄문설, 오혜민, 2019, p.133; 김미혜, 박상현, 김권일, 2020, p.58; Kim, Kim, MaloneBeach, & Han, 2016, p.791).

장애로 인한 상실감이나 현실감이 자신의 가치를 평가하는데 있어 큰 영향이 없는 상태로서, 자신의 가치를 인정하는 것을 의미하는 장애수용은 생활만족도를 높여주는 예측요인으로 보고되고 있다(신은경, 곽지영, 2008, p.259; 노승현, 황환, 2010, p.233; 조금분, 2018, p.68; Horowitz, Reinhart, & Brennan, 1997). 조금분(2018, p.68)은 취업한 여성장애인의 장애수용은 생활만족도를 높이는 주요한 예측요인이라고 하였다. 노승현, 황환(2010, p.233)은 자신의 장애를 긍정적으로 수용하여 장애수용 수준이 높을수록 생활만족도가 높게 나타난다고 하였다. 일부 연구에서 여가활동참여는 장애수용에 영향을 미치는 요인임이 밝혀졌다.

이와 같이 산재 근로자들의 여가활동참여와 생활만족도, 그리고 장애수용 간의 영향관계가 활발히 연구되어지고 있으나, 이들 연구들 대부분이 장애인의 생활만족도에 미치는 영향에 대한 단편적인 영향연구이며, 장애인의 낮은 여가활동참여로 인해 낮아질 수 있는 생활만족도를 장애수용을 매개변수로 설정하여 향상하고자 한 연구는 찾아보기 어렵다는 점에서 본 연구의 차별성이 있다. 또한 상기의 선행연구를 토대로 본 연구는 장애인의 여가활동참여와 생활만족도 간의 영향관계에서 장애수용이 그들 간을 매개함을 유추하고 이를 검증하고자 한다.

이에 본 연구는 한국장애인고용공단의 산하기관인 고용개발원이 2019년에 조사하고 2020년에 배포한 2차 웨이브 4차년도 조사자료를 활용하여, 장애인의 여가활동참여와 생활만족도 간의 영향관계를 살펴보고, 이들 간의 영향관계에서 장애수용의 매개효과를 검증하는 것을 목적으로 수행하였다. 이를 통해 장애인의 생활만족도를 향상시킬 방안들과 실천적·정책적 관점에서 논의와 제언을 하고자 한다.

이를 위해 본 연구는 아래와 같은 연구문제를 설정하였다.

첫째, 장애인의 여가활동참여는 그들의 생활만족도에 어떠한 영향을 줄 것인가?

둘째, 장애수용은 장애인의 여가활동참여와 생활만족도 간을 매개할 것인가?

Ⅱ. 이론적 배경

1. 장애인의 생활만족도

생활만족도라는 용어는 Campbell, Converse, Rodgers (1976, p14)이 “좋은 생활이란 사회적, 경제적으로 안정된 상태 그 이상이어야 한다”고 정의하면서부터 사용되었다. 생활만족도 개념은 주로 삶의 질 개념과도 자주 혼용되어 사용되고 있으며, Barbato, Monzani, Schiavi(2004, p.969)는 정신질환을 겪고 있는 대상자의 삶의 질에 관한 연구를 수행하면서 삶의 질의 개념적 범주에 경제적 안정, 정서적 안정, 사회적 역할 수행, 그리고 자신의 생활수준에 대한 주관적인 평가 등을 제시하였다. Clover(2008, p.426)는 삶의 질이 객관적이면서도 개인적인 주관적 느낌이나 사회적 관계, 사회적 가치, 지역 환경, 경제적 조건과 정치제도, 그리고 국가 간의 상호관계를 의미하는 광범위하면서도 다차원적 개념으로 정의하였다. 최근 인간의 삶을 질적으로 향상시키기 위한 방향에 대한 연구들이 활발히 이루어지면서 삶의 질에 대한 관심이 더욱 커지게 되었다. 이러한 삶의 질은 개개인의 삶에 대한 주관적, 심리적, 그리고 인지적 판단이므로, 주관적 삶의 만족도, 심리적 안녕감, 생활만족도 등으로 정의되어 사용되고 있다(Ryff, 1984, p.1069; Ahrens, & Ryff, 2006). 국내에서도 생활만족도에 대한 연구에서, 김규석(2006, p.21)은 자신의 삶의 질을 구성한다고 여겨지는 심리적 요인들의 합이라고 정의했다.

생활만족도는 일상생활의 삶을 살아가면서 사회적, 경제적 역할을 수행할 수 있는 능력과 밀접한 관계가 있다(Burk, 2004, p.299). 즉, 일상생활의 삶을 지속하는 소득이나 건강, 사회적 역할 등을 수행할 수 있는 능력과 다른 사람에게 의존하지 않고 독립적으로 일상생활의 삶을 영위할 수 있는 사람일수록 생활만족도가 높다고 볼 수 있다. 이상을 통해 생활만족도는 자신의 삶에 대한 주관적 인식과 평가에 대한 만족도라고 할 수 있다.

이러한 생활만족도는 장애로 인해 초래되는 일상적인 삶의 기능 제한과 사회적인 왜곡된 인식으로 인해 장애인들은 대체적으로 낮은 수준에 있다(박명숙, 2012, p.139). 실제로 2017년 장애인실태조사 결과를 보면, 장애인의 생활만족도는 가족과의 관계 81.8%, 거주지 77.5%, 건강상태 36.7%, 사귀는 친구들의 수 66.4%, 한 달 수입 35.5%, 여가활동 49.3%, 결혼생활 83.9%, 현재 하는 일 72.4%로 나타났으며, 현재 전반적인 생활만족도는 58.6%로 나타났다. 장애인의 전반적인 생활만족도 58.6%는 한국의 전체 생활만족도 평균인 69.4%에 비해 상당히 낮은 수치이다(한국장애인고용공단, 2019, p.3; KBS, 2018). 이와 같이 장애인의 낮은 생활만족도는 장애인들로 하여금 생활의지를 방해함으로써 결국에는 자신의 삶의 질이 저하되고, 이로 인해 가족이나 지역사회의 부양수준을 증가시키는 부정적 영향의 원인이 되고 있다(박수경, 2006, p.265). 따라서 장애인의 생활만족도를 향상시키기 위한 요인들을 찾아 실천적, 정책적으로 지원하는 것은 장애인복지 차원에서 매우 중요하다.

이에 본 연구에서는 상기의 선행연구를 토대로 장애인의 생활만족도를 “삶의 주체로서 장애인 스스로가 주변 환경이나 사회체계와의 상호작용을 통해 일상생활을 영위하는 과정에서 주관적, 심리적으로 느끼는 만족 정도”로 정의한다.

2. 선행연구

가. 장애인의 여가활동참여와 생활만족도 간의 영향관계

장애인의 여가활동참여는 삶의 질을 가늠하는 중요한 요인으로 인식되고 있다. 하지만 장애인들의 여가활동참여는 매우 부족한 상황이다(김한성, 이유신, 2014, p.151). 이에 국제사회는 장애인의 권리를 보장하기 위해 유엔장애인권리협약을 채택하였으며, 협약 제30조에는 장애인의 문화생활, 여가생활, 레크리에이션, 체육활동 등에 대한 참여를 보장하기 위해 적절한 조치를 취할 것을 명시하였다(OHCHR, 2006). 우리나라도 이 협약을 비준함으로써 장애인의 권리보장을 이행하겠다고 국제사회에 약속하였으나, 장애인의 여가활동참여는 여전히 부족한 실정이다(보건복지부, 2020b, p.3). 2020년 보건복지부가 전국의 장애인을 대상으로 장애인 실태를 조사한 결과, 장애인의 여가활동은 TV보기가 88.2%, 휴식이 72.8%, 컴퓨터 이용이 182%, 취미나 자기개발활동이 15.0%, 봉사/종교/사교활동이 12.4%, 스포츠활동이 10.5% 순으로 사회적 여가참여는 매우 부족한 실정이다. 장애인의 TV시청은 비장애인의 78.7%에 비해 높게 나타났는데, 이는 장애인들은 여가활동의 가장 기본적인 사회활동이라고 할 수 있는 외출보다는 집안에서 TV시청과 같은 소일꺼리로 시간을 보내는 것으로 볼 수 있다(보건복지부, 2020b, p.3). 또한 여가생활을 위한 월 평균 지출금액은 장애인이 123,485원으로서, 비장애인의 151,230원의 81% 수준이다(한국장애인고용개발원, 2020, p.3).

여가활동참여는 장애인의 잠재된 기능을 향상시키고 일상생활에서의 만족감을 높여주는 가장 기본적인 사회활동이다(김소영, 2014, p.67; 김학천, 2017, p.96). 김학천(2017, p.96)은 장애인들이 사회활동에 참여를 많이 할수록 생활만족도가 높다고 하였다. 권재숙(2012, p.100)은 실내에서의 소극적인 낮은 수준의 여가활동보다는 실외에서의 적극적인 높은 수준의 여가활동을 많이 할수록 생활만족도가 높음을 밝혔다. 이중섭(2010, p.187)은 여가활동빈도수가 많은 경우에 생활만족도가 높아진다고 하였다. 우선미(2006, p.70)는 지체장애인의 자원봉사활동, 경제활동, 친목활동, 시민단체 및 정치단체 참여, 종교활동 참여, 여가활동참여 등의 사화활동이 그들의 생활만족도를 높여주는 예측요인이라고 하였다. 윤은경(2007, p.117)에 의하면, 장애인들은 집안꾸미기, TV보기, 라디오듣기 등 집안에서의 활동보다는 나들이, 여행, 관광 등 외부활동이 생활만족도를 높인다고 하였다.

이상의 선행연구를 통해 장애인들은 여가활동참여를 통해 그들의 생활만족도가 향상될 수 있음을 확인하였으며, 본 연구에서는 이를 검증하고자 한다.

나. 여가활동참여와 장애수용 간의 영향관계

장애수용은 장애인 스스로가 장애를 있는 그대로 받아들이고, 긍정적인 삶을 영위해 갈 수 있도록 하는데 있어 필수적인 요소이다(Wright, 1983). 또한 장애수용은 후천적 장애와도 밀접한 관계가 있는데, 특히 성인기에 장애를 경험한 사람들은 장애를 수용하는데 있어 더 큰 어려움이 있다(김상원, 이양희, 조준동, 유한별, 엄문설, 오혜민, 2019, p.133; Li & Moore, 1998, p.14). 장애를 수용한다는 것은 자신의 불행한 상황을 아무런 문제없이 받아들이는 것이 아니라 가치 변화의 과정이 수반되며, 이 과정은 자신의 가치를 타인의 가치와 비교하면서 자신을 낮추지 않고, 장애를 자신의 일부분으로 인정하는 것까지를 의미한다(정승원, 2012, p.330; Dembo, Leviton, & Wright, 1975).

여가활동참여는 장애인의 일상생활에서의 만족감 뿐만 아니라 그들의 장애수용을 높여주는 기본적인 사회활동이다(공예지, 2019; 김상원, 이양희, 조준동, 유한별, 엄문설, 오혜민, 2019, p.133). 공예지(2019)는 비고령장애인의 여가활동참여는 장애수용를 높여주는 요인이지만, 고령장애인에서는 장애수용에 영향이 없음을 밝혔다. 홍양자, 홍려교(2011, p31)는 여가활동에 참여하는 장애인이 참여하지 않는 장애인에 비해 장애수용 수준이 높다고 하였다. 김자형(2011, p.463)은 장애인이 스포츠활동에 참여할수록 자신의 장애를 더 잘 수용한다고 하였으며, 스포츠 활동과 같은 여가활동참여는 장애인의 장애수용에 정적(+)인 영향을 미치는 것으로 나타났다(이보림, 2015, p.137; 이보미, 2016, p.127; Guerra, Neiva, Santos, Aragao, Pimenta, & Cruz, 2018, p.289), 또한 스포츠 활동 이외에도 악기 연주, 전시회 관람 등의 여가 활동참여는 장애수용을 향상시키는 것을 확인했다(Jessup. Bundy. & Cornell, 2013, p.191).

이상의 선행연구를 통해 장애인들은 여가활동참여를 통해 그들의 장애수용이 향상될 수 있음을 확인하였으며, 본 연구에서는 이를 검증하고자 한다.

다. 장애수용과 생활만족도 간의 영향관계

대부분의 선행연구에서 장애수용은 장애인의 생활만족도를 높여주는 예측요인으로 보고되고 있다(신은경, 곽지영, 2008, p259; 노승현, 황환, 2010, p233; 조금분, 2018, p68; Horowitz, Reinhart, & Brennan, 1997). 조금분(2018, p68)은 취업한 여성장애인의 장애수용은 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있음을 밝혔으며, 신은경, 곽지영(2008, p259)은 지체장애인의 장애수용이 높을수록 생활만족도가 높게 나타난다고 하였다. 박자경, 김종진(2009, p163)는 고령 장애인의 장애수용은 생활만족도를 높여주는 요인으로 나타났으며, 박주영(2013, p.117)은 고령여성장애인의 장애수용이 높을수록 생활만족도가 향상되는 것으로 나타났다. 박자경, 엄명용(2009, p.1)은 장애인의 장애수용은 생활만족도에 정적(+)인 영향관계가 있다고 하였으며, Horowitz, Reinhart, & Brennan(1997)은 중고령 시각장애인의 장애수용은 생활만족도를 높여주는 예측요인임을 밝혔다. 노령화된 장애인과 노인성 장애인의 비교를 중심으로 연구한 이영미(2011, p.35)는 장애수용이 노령화된 장애와 노인성 장애 모두에서 생활만족도에 가장 영향력이 높은 변수로 나타났다. 또한 박현숙, 양희택(2013, p.67)은 장애노인의 장애수용은 생활만족도를 높이는 요인임을 확인하였으며, 최성헌(2019, p.104)은 경제활동에 참여한 고령장애인들의 장애수용이 높을수록 생활만족도가 높게 나타났다.

이상의 선행연구를 통해 장애인들의 장애수용이 높을수록 생활만족도가 높아질 수 있음을 확인하였으며, 본 연구에서는 이를 검증하고자 한다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 한국장애인고용공단의 산하기관인 고용개발원에서 개발한 장애인고용패널조사(PSED) 2차 웨이브 4차년도 자료를 활용하였다. 이 패널은 한국장애인고용개발원이 장애인들의 실태조사 및 정책수립을 위해 2006년도에 기초조사를 시작으로 2008년도부터 매년 장애인을 대상으로 실시하는 종단연구이며, 패널조사의 1차 웨이브는 2015년까지 8차 조사까지 실시하였으며, 2016년부터는 1차 웨이브의 경험을 토대로 2차 웨이브를 구축하여 매년 조사·배포하고 있다(한국장애인고용공단, 2020, p.3). 본 연구에서는 2019년에 조사하고 2020년에 배포한 2차 웨이브 4차년도 조사자료를 활용하였다. 연구대상자는 4차년도에 참여한 4,567명 중 결측치를 제외하고 사실상 혼인상태에 있는 장애인 1,782명을 대상으로 분석을 실시하였다.

2. 연구모형과 연구가설

본 연구에서는 장애인의 여가활동참여가 생활만족도에 미치는 영향력과 이들 간에 장애수용의 매개효과를 검증하고자 수행되었다. [그림 1]은 이를 위해 설정한 연구모형이다.

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그림 1.
연구모형
hswr-41-1-146-f001.tif

연구모형을 토대로 다음의 연구가설을 설정하였다.

연구가설1: 여가활동참여는 생활만족도에 정적(+)인 영향을 미칠 것이다.

연구가설2: 장애수용은 여가활동참여와 생활만족도 간에 매개효과가 있을 것이다.

3. 연구도구

가. 독립변수: 여가활동참여

여가활동참여는 장애인고용패널에서 제공하는 ‘지난 1년간 여가/사회활동 경험’ 문항 11개를 사용하였다. 구체적으로 1) 영화관에서 영화 관람하기, 2) 극장에서 연극, 뮤지컬, 음악회, 오페라 등 관람하기, 3)미술관, 전시회, 동물원, 박물관, 테마파크 등 관람하기. 4) 국내여행(1박 이상) 하기, 5)국외여행 하기, 6)등산이나 낚시하기, 자전거 타기, 7)스포츠 게임 관람하기, 8) 스포츠 게임 참여하기, 9) 동호회 활동참여, 10) 종교 활동참여, 11) 봉사 활동참여‘ 등으로 구성되었다. 또한 탐색적 요인분석을 실행한 결과, 1개의 요인으로 나타났다. 각 문항은 ‘0=없음, 1=있음’의 참여여부이며, 본 연구에서는 이들 11개의 문항들의 합을 구하여 사용하였다. 따라서 합산점수가 높을수록 여가활동참여의 수준이 높다. 본 연구에서 여가활동참여의 Cronbach‘s α값은 .728이었다.

나. 매개변수: 장애수용

장애수용은 장애인고용패널에서 제공하는 12개의 장애수용 문항을 사용하였다. 구체적으로 ‘1) 장애인이기 때문에 사람을 잘 사귀지 못한다 2)장애 때문에 세상을 더욱 넓게 생각하게 되었다 3) 장애 때문에 할 수 없는 일들이 생기면 속상하다 4) 나는 장애 때문에 많이 괴로워하지 않는다 5)나는 장애인이지만 나의 인생에 만족한다 6) 장애 자체보다 내 인생을 어떻게 사느냐가 더욱 중요하다 7) 장애는 나의 인생에 가장 많은 영향력을 미친다 8) 장애 자체보다 정직이 더욱 중요하다 9) 인생은 외모보다 훨씬 더 많은 중요한 것들이 있다 10) 장애인이라는 사실을 잊고 살만큼 재미있는 일들이 많다 11) 장애를 가지고 있지만 나의 인생은 부족함이 없다 12) 장애 때문에 불편하지만 내가 마음만 먹으면 무엇이든지 할 수 있다 등으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘1, 전혀 그렇지 않다’에서 ‘5, 매우 그렇다’의 5점 리커트척도이며, 탐색적 요인분석을 실행한 결과, 1, 2, 3, 7번 문항은 상관행렬계수값이 .3 미만으로 나타남에 따라, 이들 문항을 제외하고 8개의 문항의 합을 구하여 사용하였다. 따라서, 합산점수가 높을수록 장애수용의 수준이 높다. 본 연구에서 장애수용의 Cronbach’s α값은 .876이었다.

다. 종속변수: 생활만족도

생활만족도는 장애인고용패널에서 제공하는 8개의 일상생활만족도 문항을 사용하였다. 구체적으로 ‘1) 가족들과의 관계 2) 친구들과의 관계 3) 살고 있는 곳 4) 요즘 건강상태 5) 한 달 수입(또는 용돈) 6) 여가활동 7) 하고 있는 일 8) 결혼생활’로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘1=매우 불만족’에서 ‘5=매우 만족’의 5점 리커트척도이며, 탐색적 요인분석을 실행한 결과, 7번 문항은 상관행렬계수값이 .30이 안됨에 따라, 이 문항을 제외하고 7개의 문항의 합을 구하여 사용하였다. 따라서, 합산점수가 높을수록 생활만족도의 수준이 높다. 본 연구에서 생활만족도의 Cronbach’s α값은 .816이었다.

라. 통제변수

통제변수는 장애인의 생활만족도 관련 선행연구를 토대로 성별, 취업여부, 연령, 학력, 중증여부, 주관적사회적지위 등을 설정하였다. 성별은 ‘0=여성, 1=남성’, 취업여부도 ‘0=미취업, 1=취업’으로 더미변수 처리하였다. 연령은 회귀분석에서는 패널에서 제공한 비율변수를 그대로 활용하였으며, 빈도를 분석하기 위해 ‘1, 40세 미만, 2, 40대, 3, 50대, 4, 60세 이상’의 연령대로 변환하였다. 학력은 ‘1, 초졸 이하, 2, 중졸, 3, 고졸, 4, 대졸 이상’으로 변환하였다. 중증여부는 ‘0, 경증, 1, 중증’으로 더미변수 처리하였다. 주관적 사회적 지위는 ‘1, 하층, 2, 중하층, 3, 중상층, 4, 상층’인 것을 그대로 사용하였다.

4. 자료분석방법

본 연구에서는 SPSS 25.0을 이용하여 자료를 분석하였다. 조사대상자의 특성 분석을 위해 빈도분석을 수행하였으며, 주요변수들의 평균과 표준편차, 그리고 정규성을 확인하기 위해 왜도와 첨도를 분석하였다. 여가활동참여와 생활만족도 간의 영향과 장애수용의 매개효과를 검증하기 위해 Baron & Kenny(1986) 방법에 따라, 다중회귀분석(Multiple Regression Analysis)을 실시하였다. Baron & Kenny(1986) 방법은 1단계에서 독립변인인 여가활동참여가 매개변인인 장애수용에 유의하여야 하며, 2단계로서 여가활동참여가 종속변인인 생활만족도에 유의하여야 한다. 3단계에서는 여가활동참여가 생활만족도에 미치는 회귀계수값이 2단계의 회귀계수값보다 작아지거나(부분매개), 여가활동참여가 생활만족도에 영향을 미치지 않아야 한다(완전매개). 또한 매개효과의 유의성을 추가적으로 확인하기 위해 MacKinnon, Lockwood, Hoffman, West, & Sheets(2002)의 Sobel 검정값을 확인하였다. Sobel 검정값은 z > 1.96 또는 z < -1.96의 범위에 있는 경우에 매개효과가 있다.

Ⅳ. 연구결과

1. 연구대상자의 일반적 속성

연구대상자의 일반적인 속성은 <표 1>과 같다. 성별은 남성이 1,161명(65.2%)로서 여성의 34.8%보다 높게 나타났으며, 취업여부는 취업자가 68.8%로서 미취업자의 31.2%보다 높은 비율을 보였다. 연령대는 40대가 32.3%, 50대가 28.3%, 60세 이상이 23.7%, 40세 미만이 15.7% 순으로 분포되었으며, 중증여부는 경증이 83.6%로서 중증보다 높게 나타났다. 주관적 사회적 지위는 중하층이 56.6%, 하층이 25.1%로서 연구 대상자의 대부분이 중하층 이하로 분포되었다.

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표 1.
대상자의 일반적 속성 (n=1,782)
변인 구분 빈도(명) 백분율(%)
성별 여성 621 34.8
남성 1,161 65.2
취업여부 미취업자 556 31.2
취업자 1,226 68.8
연령대 40세 미만 279 15.7
40대 576 32.3
50대 505 28.3
60세 이상 422 23.7
중증여부 경증 1,490 83.6
중증 292 16.4
주관적 사회적 지위 하층 447 25.1
중하층 1,009 56.6
중상층 312 17.5
상층 14 .8

2. 주요 변수들의 속성

<표 2>는 주요 변수들의 속성을 분석한 결과, 독립변수인 여가활동참여는 0에서 11의 범위에서 평균이 2.39로 나타남에 따라 대상자들의 여가활동참여의 수는 2~3개 정도임을 알 수 있었다. 장애수용은 9에서 72의 범위에서 평균이 26.16으로서 비교적 낮은 수준으로 나타났다. 종속변수인 생활만족도는 7에서 38의 범위에서 평균이 24.92로서 중간값보다 조금 높은 수준으로 나타났다. 또한 정규성 여부를 확인하기 위해 왜도와 첨도를 각각 분석한 결과 절대값 2.2미만으로 나타남에 따라, 모든 주요 변수들은 정규성을 확보하였다고 판단하였다.

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표 2.
주요 변수들의 특성
변수 N 최소값 최대값 평균 표준 편차 왜도 첨도
여가활동참여 1,782 0 11 2.39 2.14 1.050 .889
장애수용 1,782 9 72 26.16 5.28 .165 2.139
생활만족도 1,782 7 38 24.92 3.89 -.235 .479

3. 주요 변수들의 상관관계

주요변수 간의 상관관계와 다중공선성을 확인하기 위해 상관관계분석을 수행한 결과, <표 3>과 같이 Pearson의 상관계수 값이 ±.36 미만으로서 다중공선성에는 문제가 없는 것을 알 수 있었다. 종속변수인 생활만족도의 상관계수를 살펴보면, 모든 변수들이 유효하게 나타났다. 즉, 여가활동참여의 상관계수값이 .253(P<.01), 장애수용은 .355(p<.01)로서 생활만족도에 유의미한 상관관계를 보였다. 또한 여가활동참여와 매개변수인 장애수용 간의 상관계수는 .240(p<.01)로서 유의하게 나타났다.

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표 3.
주요 변수들의 상관관계
변수명 여가활동참여 장애수용 생활만족도
여가활동참여 1
장애수용 .240** 1
생활만족도 .253** .355** 1

* p<.05, ** p<.01

4. 장애수용의 매개효과

장애인의 장애수용이 여가활동참여와 생활만족도 간을 매개하는 지를 검증하기 위해 다중회귀분석을 수행한 결과는 <표 4>와 같이 Baron과 Kenny(1986) 방법에 따라 수행되었으며, VIF값이 1.6 미만으로 나타남에 따라 다중공선성 문제는 없는 것으로 판단되었다.

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표 4.
장애수용의 매개효과
변수 모델 1.(독립 ⇒매개변수) 모델 2.(독립 ⇒종속변수) 모델 3.(독립,매개⇒종속변수)
β t β t β t
성별더미 -.020 -.847 -.027 -1.150 -.022 -.969
취업여부 .114 4.469*** .079 3.240** .052 2.182*
연령 -.022 -.831 -.070 -2.740** -.065 -2.614**
학력 .064 2.289* .085 3.178** .070 2.688**
중증여부 -.078 -3.393** -.022 -.975 -.003 -.134
주관적사회적지위 .166 6.775*** .306 12.983*** .266 11.511***
여가활동참여 .113 4.457*** .074 3.046** .047 1.987*
장애수용 .240 10.834***
R2 .123 .189 .240
Adj R2 .119 .186 .236
F 35.424*** 59.205*** 69.874***

* p<.05, ** p<.01, ***p< .001

모델 1은 통제변수들과 독립변수인 여가활동참여를 투입하여 매개변수인 장애수용에 미치는 영향력을 살펴본 것으로서, 설명력(R²)은 12.3%였으며, F값이 35.424(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 여가활동참여는 β값이 .113(p<.001)으로서 장애수용에 정적(+)인 영향을 보였다. 즉, 장애인들이 여가활동에 많이 참여할수록 그들이 장애를 수용하려는 정도가 향상되는 것을 확인하였다. 통제변수 중에서는 취업자일수록, 학력이 높을수록, 경증일수록, 주관적 사회적 지위가 높을수록 장애수용이 높은 영향관계를 보였다. 모델 2는 통제변수들과 여가활동참여를 투입하여 생활만족도에 미치는 영향력을 살펴본 것으로, 설명력은 18.9%이었으며, F값이 59.205(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 여가활동참여는 β값이 .074(p<.01)로서 생활만족도에 정적(+)인 영향을 보였다. 즉, 장애인들이 여가활동에 많이 참여할수록 그들의 생활만족도가 높아지는 것을 확인하였다. 통제변수 중에서는 취업자일수록, 연령이 낮을수록, 학력이 높을수록, 주관적 사회적 지위가 높을수록 생활만족도가 높은 영향관계를 보였다. 모델 3은 모델 1에 장애수용을 투입하여 생활만족도에 미치는 영향력을 살펴본 것으로서, 설명력은 24.0%이었으며, F값이 69.874(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. 분석결과, 여가활동참여는 β값이 .047(p<.05)로서 모델 1의 .074보다 낮게 유의미하게 나타났다. 또한 장애수용은 β값이 .240(p<.001)으로서 생활만족도에 정적(+)인 영향을 보였다. 따라서 Baron과 Kenny(1986) 방법을 토대로 장애수용은 여가활동참여와 생활만족도 간을 부분매개함을 유추할 수 있었다. 이와 같은 결과는 장애인들의 낮은 여가활동의 참여로 인해 생활만족도가 낮아질 수 있는 상황에서도 장애수용은 여가활동참여와 생활만족도 간을 매개하여 그들의 생활만족도를 높여줄 수 있음을 의미한다.

또한 장애수용의 매개효과에 대한 유의성을 추가적으로 입증하기 위해 MacKinnon, Lockwood, Hoffman, West, & Sheets(2002)의 방법에 의해 Sobel 검정을 실시한 결과, [그림 2]와 같이 z값이 4.11(p<.001)로서 유의하게 나타남에 따라, 장애수용은 여가활동참여와 생활만족도 간을 매개하는 것을 확인하였다.

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그림 2.
장애수용의 매개효과
hswr-41-1-146-f002.tif

Ⅴ. 논의 및 제언

본 연구는 한국장애인고용공단의 산하기관인 고용개발원에서 개발한 장애인고용패널조사(PSED) 2차 웨이브 4차년도 자료를 활용하여, 장애인의 여가활동참여가 생활만족도에 어떠한 영향을 미치는지, 그리고 장애수용은 이들 간의 관계에서 매개효과가 있는지를 살펴보고, 이를 통해 장애인의 생활만족도를 향상하기 위한 몇 가지 논의와 제언을 하고자 한다.

분석결과를 요약하고 논의 및 제언하면 다음과 같다.

첫째, 장애인의 여가활동참여는 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있다는 연구가설1은 검증되었다. 본 연구결과는 장애인들이 여가활동의 참여를 통해 잠재된 자신의 가능성을 발전시키고 생활에서의 만족감을 높여줄 수 있다는 점에서 의의가 있다. 또한 본 연구결과는 여가활동참여가 생활만족도를 높여준다는 대부분의 선행연구(우선미, 2006, p.70; 윤은경, 2007, p.117; 이중섭, 2010, p.187; 권재숙, 2012, p.100; 김소영, 2014, p.67; 김학천, 2017, p.96)들과 동일한 결과였다. 이에 장애인의 생활만족도를 높이기 위해서는 장애인들이 우선적으로 여가활동에 참여할 수 있는 환경이 마련되어야 함을 제언한다. 장애인의 여가활동은 공간의 설계, 외출지원, 이동편의 지원. 의사소통 지원, 장애를 고려한 다양한 정보의 제공 등 다양한 차원에서 장애로 인한 장벽을 없애는 정부와 지자체의 지원이 필요하다. 특히 후천적 장애를 입은 장애인들은 영화관람이나 외식, 산책, 수영이나 볼링 등 규칙적이고 지속적인 여가활동을 꾸준히 하게 되면 정서적 안정을 찾게 되어 일상생활에서의 만족감을 얻을 수 있다는 관점에서 이들을 위한 환경조성이 요구된다. 이에 정부에서는 1999년에 장애인, 노인, 임산부 등의 편의 증진에 관한 법률과 2005년에 교통약자의 이동편의 증진법 등을 제정하고 매년 실태조사를 실시하였으며, 이를 토대로 장애인을 위한 환경 개선계획을 수립, 시행하고 있다. 하지만 지난 2020년 장애인 실태조사를 살펴보면, 장애인의 사회, 문화, 여가활동 특히 일상 외출, 문화공연 관람, 대중교통 이용 등에서 장애인이 겪는 어려움은 여전히 높은 비율을 보이고 있으며, 이러한 이유에서 TV시청과 같은 실내에서의 활동 위주의 일상생활을 하고 있다(보건복지부, 2020b, p.3). 따라서 지역사회에서 장애인들이 만족스러운 여가활동을 영위할 수 있도록 도시이외의 대중교통 취약지에 수요 응답형 교통수단, 저비용 택시, 수시 콜 대응형 장애인콜택시 제도, 시각 및 청각장애인을 위한 영화자막과 해설 등과 같은 편리한 환경 조성을 통해 장애인들이 장벽 없이 여가시설이나 공간 이용이 가능하도록 하는 정부와 지자체의 실천적, 정책적 노력이 요구된다.

둘째, 장애수용은 여가활동참여와 생활만족도 간을 매개할 것이라는 연구가설2는 검증되었다. 이 과정에서 여가활동참여가 장애수용에 정적(+)인 영향이 있다는 본 결과는 선행연구(김자형, 2011, p.463; 홍양자, 홍려교, 2011, p.31; 이보림, 2015, p.137; 이보미, 2016, p.127; 공예지, 2019; 김상원, 이양희, 조준동, 유한별, 엄문설, 오혜민, 2019, p.133; Jessup. Bundy, & Cornell, 2013, p.191; Guerra, Neiva, Santos, Aragao, Pimenta, & Cruz, 2018, p.289)들과 동일하였다. 또한 장애수용이 생활만족도에 정적(+)인 영향이 있다는 본 연구결과는 선행연구(신은경, 곽지영, 2008, p.259;박자경, 엄명용, 2009, p.1; 노승현, 황환, 2010, p.233; 박현숙, 양희택, 2013, p.67; 조금분, 2018, p.68; 최성헌, 2019, p.104; Horowitz, Reinhart, & Brennan, 1997)들과 동일한 결과였다. 장애수용이 여가활동참여와 생활만족도 간을 매개한다는 본 연구결과는 장애수용이라는 매개요인이 장애인의 여가활동참여로 인한 결과이면서 동시에 그들의 생활만족도를 높일 수 있는 예측변수로 작용할 수 있음을 의미한다. 따라서 여가활동참여를 통한 생활만족도의 향상을 위한 실천적, 정책적 방안 마련과 함께 장애인들이 스스로 장애를 인식하고, 자신이 가진 장애를 가치절하하지 않으며, 장애를 받아들이려는 장애수용 역량을 증대시켜주거나 강화시켜주는 것이 중요하다는 것을 정부와 지자체, 그리고 장애인 단체와 시설들은 인식하고, 이를 극복하기 위한 장애인 역량강화 프로그램들을 개발하여 활성화할 필요가 있다. 또한 장애인들이 장애수용을 통해 자신의 생활만족도를 향상시키고, 나아가 사회통합을 이루기 위해 장애인들 스스로 다양한 지식을 습득할 수 있는 통로를 만들어 주어야 한다. 이에 각 정부, 지자체, 그리고 장애인 관련 복지관 및 시설에서는 장애인들이 다양한 정보를 쉽고 빠르게 접할 수 있도록 네트워크화 하여, 그들이 원할 경우 언제든지 검색하고 활용할 수 있도록 하는 것이 필요하며, 이는 장애인의 특성을 고려하여 설계하여야 할 것이다.

본 연구는 장애인의 생활만족도를 향상시킬 수 있는 요인으로서 여가활동참여, 장애수용 등을 실증적으로 살펴보았다는 점에서 연구의 의의가 있다. 하지만, 이와 같은 연구 의의에도 불구하고, 다음의 몇 가지 연구한계가 있다. 첫째, 본 연구는 장애인고용패널자료를 사용함에 따라 장애인의 생활만족도에 영향을 주는 다양한 영향요인들을 분석하지 못한 한계가 있다. 이에 향후에는 다양한 요인 예를 들어, 장애인을 둘러싸고 있는 환경적 요인, 스트레스, 우울과 같은 심리적 요인, 그리고 사회적 자본 등 다양한 요인을 포함한 연구가 이루어지기를 기대한다. 둘째, 한국장애인고용공단의 산하기관인 고용개발원에서 개발한 장애인고용패널자료는 제1차 코호트 자료 이후 조사한 제2차 코호트 자료가 배포된 이후 아직까지는 제4차 자료에 불과하기 때문에 횡단자료를 활용하였으며, 이에 시간의 흐름에 따른 생활만족도의 상태변화를 추적하기 어려운 한계가 있다. 따라서 장애인고용패널의 차수가 더 늘어난 시점에 종단연구의 수행을 통해 장애인의 생활만족도에 영향을 미칠 수 있는 여러 요인들 간의 선행 관계를 보다 더 동태적으로 규명할 필요가 있다.

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투고일Submission Date
2021-01-24
수정일Revised Date
2021-03-02
게재확정일Accepted Date
2021-03-04

Health and
Social Welfare Review