지난호
ISSN : 1226-072X
지체장애인의 행복 성장이 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계에 미치는 효과
Effects of Happiness Growth on Acceptance of Disabilities, Self-Efficacy, and Positive Interpersonal Relationships in People with Physical Disabilities
Choi, HeeCheol1; Kim, YoungMi1*; Kim, HyeRi2
보건사회연구, Vol.43, No.2, pp.89-111, 30 June 2023
https://doi.org/10.15709/hswr.2023.43.2.89
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 지체장애인을 대상으로 행복의 개인차와 장기간의 시간 경과에 따른 행복 성장에서의 개인차가 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계에 긍정적 효과를 갖는지 알아보고자 하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 지체장애인은 행복에서 개인차가 있고, 장기간의 시간 경과에 따른 행복 성장의 방향에서도 개인차가 있음이 확인되었다. 그리고 행복이 높은 지체장애인일수록 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계가 더 좋았다. 더불어 장기간의 시간 경과에 따라 행복이 증가해가는 지체장애인일수록 행복에 변화가 없거나 행복이 감소하는 지체장애인보다 장애수용, 자기효능감이 높다는 것이 확인되었다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 행복과 장기간의 시간 경과에 따른 행복 성장이 지체장애인의 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계에 긍정적 이득이 있다는 것을 고려할 때, 지체장애인의 행복 증진을 위한 접근은 일시적이 아닌 지속적으로 이루어져야 할 것이다. 행복의 개인차는 타고난 성향 50%, 환경과 인구학적 요인 10%, 의도적인 활동과 노력 40%로 차이가 생긴다는 관점이 있다. 이 관점에 의하면 제도적 노력에 의한 환경 개선, 사회적 지지와 지체장애인 개인 의지에 의한 의도적 활동으로서 소확행, 휘게와 같은 전략, 행동적 활동(예: 사교활동 시간 늘리기), 인지적 활동(예: 과거나 미래보다 지금-여기 중심으로 생각하기), 의지적 활동(예: 계획을 세워 지속적으로 실천하기) 등을 지체장애인이 지속적으로 실천할 수 있도록 돕는 정책적 접근이 이루어져야 할 것이다.
Abstract
This study examined the effects of happiness growth on acceptance of disabilities (AOD), self-efficacy (SE), and positive interpersonal relationships (PIR) in people with physical disabilities. The participants were 2130 people with physical disabilities. The data came from the 1st to 6th waves of the Panel Survey of Employment for the Disabled 2nd Wave (PESD). Trajectories of happiness growth were analyzed using latent growth curve modeling. The effects of happiness trajectories on AOD, SE, and PIR were analyzed using conditional latent growth curve modeling. The findings of the present study showed the following. First, a higher initial level of happiness and a higher slope of change in happiness exhibited a higher level of acceptance of disabilities. Second, a higher initial level of happiness and a higher slope of change in happiness exhibited a higher level of self-efficacy. Third, a higher initial level of happiness exhibited a higher level of positive interpersonal relationships, but a higher slope of change was not related to a higher level of positive interpersonal relationships. The results suggested that a higher initial level of happiness and a higher slope of change in happiness were beneficial to life outcomes (i.e., AOD, SE, and PIR).
초록
이 연구는 지체장애인을 대상으로 행복 성장이 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계에 미치는 효과를 알아보는 것에 목적이 있다. 연구의 목적을 달성하기 위한 연구대상은 장애인 고용패널 2차웨이브 1차연도에서 6차연도까지 수집된 자료에서 추출된 2,130명의 지체장애인이었다. 지체장애인의 행복 성장은 잠재성장모형으로 분석되었고, 행복 성장의 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계에 대한 효과는 조건부 잠재성 장모형으로 분석되었다. 본 연구의 결과는 다음과 같다. 첫째, 행복(초깃값)이 높을수록, 행복 성장(변화율)이 클수록 장애수용 수준이 높았다. 둘째, 행복(초깃값)이 높을수록, 행복 성장(변화율)이 클수록 자기효능감의 수준이 높았다. 셋째, 행복(초깃값)이 높을수록 긍정적 대인관계의 수준이 높았다. 그러나 행복 성장(변화율)은 긍정적 대인관계와 유의한 관계가 없었다. 따라서 이 연구의 결과는 지체장애인의 행복(초깃값)과 높은 행복 성장(변화율)이 지체장애인의 삶의 성과들 즉 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계에 이득이 된다는 것을 보여주었다.
Ⅰ. 서론
1. 연구의 배경 및 필요성
행복(happiness)은 삶의 질의 주관적 지표로 정서적 요소(긍정적 정서, 부정적 정서)와 인지적 요소(삶의 만족)로 구성된다고 정의된다(Veenhoven, 1994). 행복은 긍정적 정서의 빈번한 경험의 약칭으로도 사용된다(Lyubomirsky, King & Diener, 2005). 전자의 행복은 주관적 안녕(subjective well-being)(Diener, Suh, Lucas & Smith, 1999)이란 용어와 병용되고, 후자의 행복은 주관적 안녕의 일 측면인 긍정적 정서에 초점이 있다(최희철, 2022). 한국인의 정서 구조에 관한 연구(최해연, 최종안, 2016)에서 행복은 개별적 긍정적 정서(애정, 성취, 재미, 평안, 감동, 감사)가 아닌 이 모두를 포괄하는 용어로 해석되었다. 이에 바탕하여 본 연구는 행복을 긍정적 정서의 의미로 사용한다. 그리고 본 연구는 행복과 행복 성장을 동일한 의미로 사용하지 않으며 이를 다음처럼 구분한다. 본 연구에서 행복은 다양한 긍정적 정서를 포괄하는 용어로 사용된다. 행복 성장은 다양한 긍정적 정서를 포괄하는 행복이 시간 경과에 따라 성장하는 정도(증가, 유지, 감소)를 뜻하는 용어로 사용된다. 잠재성장모형 분석에서 행복은 초깃값으로, 행복 성장은 변화율로 나타내어진다. 한편, 장애인의 행복을 매년 5회 조사한 결과(한국장애인고용공단 고용개발원, 2021), 평균은 10점 척도에서 5.79~6.13 사이로 중앙치 5.5를 조금 상회했다. Cantril의 사다리 척도(최악의 상태 0점~최선의 상태 10점)(Diener, 1984)로 측정된 주관적 안녕과 시간 경과(2017~2022년)에 따른 성장을 비장애인과 장애인 간에 비교한 연구 결과에서 초기치는 장애인이 더 낮았고 변화율은 장애인이 더 높았다(박종은, 2022). 즉, 비장애인의 주관적 안녕의 초기치 평균은 6.25로 장애인보다 높은 상태에서 출발하여 이후 매해 .077씩 상승하고, 장애인의 초기치 평균은 5.47의 낮은 상태에서 매해 .17씩 비장애인보다 더 가파르게 상승한다고 추정되었다. 인위적 개입이 없는 자연 상태에서 주관적 안녕은 8년이 지나야 장애인의 평균(6.83)과 비장애인의 평균(6.87)이 유사해진다. 이는 거의 8년 동안 장애인이 비장애인보다 더 낮은 주관적 안녕의 평균 상태에 있다는 것을 보여준다. 이 결과들은 장애인의 행복과 주관적 안녕의 현재 수준을 넘어 성장에 관심을 가질 필요를 요구한다.
행복의 개인차 변량이 타고난 성향에 바탕한 행복의 설정점(set point)에 의해 50% 설명되고, 환경적･인구학적 요인에 의해 10% 설명되며, 의도적 활동과 노력에 의해 40% 설명된다는 관점(Lyubomirsky, Sheldon & Schkade, 2005)이 있다. 이 관점에 바탕하면 신체운동 기능의 장애로 자발적 움직임과 이동의 어려움 때문에 사회 참여 활동과 여가 활동 등 다양한 활동에서 상당한 제약을 겪는 지체장애인은 행복 수준이 비장애인보다 상대적으로 낮을 가능성을 배제하기 어렵다. 그리고 이러한 제한의 상태는 제도적 변화에 의한 물리적 변화 또는 개인의 의지적 노력에 의한 변화가 있기 전에는 지속적으로 유지되는 경향이 있으므로 단기간에 극복되기 어려울 것 같다. 따라서 지체장애인의 행복 수준은 비장애인보다 현재 시점에서도 낮고 시간이 경과하면서도 낮게 유지될 가능성이 있다. 그러나 이러한 가설은 아직 검증되지 않았다. 이에 본 연구는 우선적으로 지체장애인을 대상으로 행복 수준의 평균 초깃값과 시간 경과에 따른 행복 성장의 변화율이 어떻게 진행되는지를 알아보고자 한다. 한 연구(박종은, 2022)가 장애인을 대상으로 Cantril의 사다리 척도로 측정된 주관적 안녕(Diener, 1984) 점수의 평균 초깃값과 시간 경과에 따른 성장을 알아보았으나 사다리 척도는 응답자의 삶이 최악의 상태에서 최고의 상태까지라는 연속선 상에서 응답자가 자신의 위치를 나타내는 방식으로 주관적 안녕을 측정하므로 전반적 긍정적 정서를 포괄하는 행복의 정도를 직접 보여주지 못한다. 따라서 본 연구는 지체장애인과 행복에 초점을 두고 시간 경과에 따른 행복 성장의 개인 내 변화의 개인차를 알아보고자 한다.
인간의 행복은 개인 내 요인, 외부의 환경 요인, 의도적 활동과 노력의 영향을 받을 수 있고 이 3가지 요인의 경험은 지체장애인 개인마다 다를 것이므로 시간 경과에 따른 행복 성장의 개인 내 변화는 각자 다른 양상(상승/유지/감소)을 보일 것이다. 따라서 지체장애인의 행복을 지속적으로 향상시키기 위해서는 첫째, 특정 시점에서 행복 수준의 개인차를 명확히 파악하는 것이 중요할 뿐 아니라 시간 경과에 따른 행복 성장의 개인 내 변화(상승/유지/감소)에서의 개인차를 알아보는 것이 중요하다. 둘째, 이러한 개인 내 변화의 개인차가 여러 가지 적응에 도움이 되는 변인들(장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계)에 어떤 효과를 보이는지 알아보는 것도 중요하다. 왜냐하면 행복 수준이 시간이 경과하면서 향상되는 개인일수록 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계가 더 좋다는 것이 확인되면, 행복이 삶의 궁극적 목적이므로 지체장애인의 행복을 향상시켜야 한다고 주장하기보다 그들의 행복 향상에 따른 구체적 이득이 있으므로 향상시킬 필요가 있다고 주장할 수 있게 되기 때문이다. 이런 2가지 연구 목적은 다수의 선행연구가 행복 수준이 높은 개인일수록 삶의 성과(예, 자존감, 수입 등)가 더 좋다는 행복의 이득 가설을 지지한 결과(구재선, 서은국, 2013; 구재선, 이아롱, 서은국, 2009; 신지은, 최혜원, 서은국, 구재선, 2013; 최희철, 2022; Fredrickson, 1998; Lyubomirsky, King & Diener, 2005; Oishi, Diener & Lucas, 2007)가 지체장애인에게도 일반화될 수 있는지를 보여줄 것이다. 보여줄 것이다. 더불어 본 연구는 행복이 시간 경과에 따라 향상되어가는 정도를 나타내는 행복 성장의 정도가 다른 개인보다 클수록 삶의 성과가 더 좋은지를 알아봄으로써 행복 성장에 따른 이득이 있는지 보여주어 선행연구를 더욱 발전시킬 것이다.
선행연구들은 주관적 안녕과 행복의 이득보다 그 선행조건을 탐색하는 데 많은 노력을 기울였다. 즉, 이 연구들은 인구 및 사회적 요인(성별, 소득, 고용), 행동(사회적 접촉, 생활사건, 활동), 성격, 생물학적 요인이 행복에 미치는 영향을 알아 보았다(DeNeve & Cooper, 1998; Diener, 1984; Diener, Lucas & Oishi, 2018; Diener, Suh, Lucas & Smith, 1999). 유사하게 장애인 연구도 선행조건의 탐색에 초점을 두었는데, 예를 들어, 박종은(2022)은 장애인의 주관적 안녕에 대한 변화궤적과 예측요인(주관적 건강 상태, 자존감, 관계 만족, 기초생활보장제도 수급 여부)을 탐색하였다. 이밖에 취업한 지적장애인 연구(최서현, 이미지, 한은혜, 이경원, 2021)는 삶의 만족에 대한 변화궤적과 예측요인을 알아보았고, 여성 지체장애인 연구(김영미, 2022)는 삶의 만족과 행복에 대한 자존감의 영향을 살폈다. 외국의 한 연구(Savage, McConnell, Emerson & Llewellyn, 2020)는 초기 아동기(4~5세) 장애의 청소년기(14~15세) 주관적 안녕에 대한 부적 효과가 초기 청소년기(10~11세) 또래 관계와 괴롭힘에 의해 매개된다고 하였다. 또한 장애인 삶의 질 연구 동향(2000~2018년)을 살핀한 연구(정지희, 홍주희, 박승희, 2019)는 국내 학술지에 게재된 삶의 질 관련 연구 43편에서 가장 빈번하게 연구된 주제는 ‘특정 변인이 삶의 질에 미치는 영향’이라고 하였는데, 43편의 연구 60개 주제에서 50개(83.3%)가 삶의 질의 선행조건을 알아본 것으로 나타났다. 그러나 이 연구들의 대부분은 행복 성장에 대해 알려주는 바가 없으며 행복 성장이 장애수용, 자기 효능감, 긍정적 대인관계에 대한 효과를 알아보지 않았다.
다수의 선행연구에서 주관적 안녕과 행복의 선행조건을 탐색한 것은 삶의 궁극적 목적이 행복이란 관점과 무관하지 않다. Aristotles는 행복은 그 자체로 좋은 것이고 인간 활동은 좋은 것을 추구하며, 행복은 삶의 궁극적 목적이라 하였다(천병희, 2018). Aristotle뿐 아니라 보통 사람도 행복을 궁극적 목적으로 보기 때문에(Oishi, Diener & Lucas, 2007), 많은 연구는 행복과 관련된 변인을 찾고자 한 것으로 여겨진다. 장애인을 대상으로 한 연구들(정지희, 홍주희, 박승희, 2019)도 장애인 삶의 질 측정 관련 연구의 궁극적 목적은 삶의 질 향상에 있다고 하였다. 그러나 행복을 궁극적 목적으로 보기보다 그것의 기능적 측면에 관심을 보이는 연구도 증가하고 있다. 행복은 그 자체로서 좋은 것이지만 행복과 같은 긍정적 정서 상태가 삶에서 더 좋은 결과에 이르게 하는 측면이 있다면 행복 향상을 위해 노력할 이유가 더욱 분명해지기 때문이다. Myers & Diener(2018)는 행복은 바람직한 목적일 뿐 아니라 다른 목적의 수단이 될 수 있다고 하였다. 다시 말해, 행복은 개인이 도달해야 할 궁극적 목적 상태이자 그에 따른 이득이 있다는 것이다(Oishi, Diener & Lucas, 2007). 행복의 이득은 다수의 문헌 고찰(Diener, Lucas & Oishi, 2018; Fredrickson, 1998; Oishi & Koo, 2008; Veenhoven, 1988; Willamson & DeSteno, 2014), 메타분석(Lyubomirsky, King & Diener, 2005), 생태학적 순간표집 연구(Steptoe, O’donnell, Marmot & Wardle, 2008), 종단연구(구재선, 이아롱, 서은국, 2009; 김경미, 류승아, 최인철, 2014; 신지은, 최혜원, 서은국, 구재선, 2013; 이현경, 김정민, 2021; 최희철, 2022; 최희철, 김영미, 이미아, 2022; Oishi, Diener & Lucas, 2007)를 통해 폭넓게 제시되고 있다.
이렇듯 행복의 이득은 자기, 관계, 사회, 일, 학업, 인지, 건강과 관련하여 여러 측면에서 나타나고 있다. 예를 들어, 행복한 사람은 신체적, 사회적, 인지적 자원을 더 많이 구축하며(Fredrickson, 1998), 자존감과 자기효능감이 높고(Lyubomirsky, King & Diener, 2005), 친사회적 행동과 유대감이 좋으며(Isen, 2000; Lyubomirsky, King & Diener, 2005), 인지적으로 유연하고(Carver, 2003), 수명이 길며(Danner, Snowdon & Friesen, 2001; Pressman, Cohen & Kollnesher, 2006), 수면에서 어려움이 적고(Steptoe, O’donnell, Marmot & Wardle, 2008), 학점이 높으며(김경미, 류승아, 최인철, 2014), 직무수행에서 더 뛰어나고(Bohem & Lyubomirsky, 2008), 청소년은 또래에게 인기가 있는(구재선, 이아롱, 서은국, 2009) 것으로 보고되었다. Myers & Diener(2018)도 여러 문헌에서 나타난 행복의 이득을 4가지 측면에서 요약하였다. 첫째, 행복한 사람은 더 나은 건강, 더 나은 건강행동, 더 강한 면역, 더 나은 심혈관 건강을 보인다. 둘째, 행복한 사람은 관계가 좋고, 친구도 많으며, 결혼 비율이 높고, 결혼생활을 오래 유지하며 만족감이 높았다. 셋째, 행복한 사람은 사회 친화적 시민이었다. 넷째, 행복한 사람은 일에서 더욱 성공하였다. 일부 장애인 관련 연구도 행복할수록 성과가 좋다는 가설을 탐색하였는데, 예를 들어, 박선영(2008)은 정신장애인의 긍정적 정서가 높으면 사회적 관계, 대처 능력, 정신건강 회복력이 좋다는 상관연구를 실시하였다. 상관관계는 인과적 관계를 보여주지 못하나 유의한 양방향적 상관관계는 인과적 관계 탐색의 기초가 된다. 한 연구(최희철, 김혜리, 김영미, 2021)는 지체장애인의 장애수용과 긍정적 대인관계는 1년 뒤의 삶의 만족에 영향을 미치고, 삶의 만족은 1년 뒤의 장애수용과 긍정적 대인관계에 영향을 미친다는 결과를 제시하였다. 그러나 이 연구들 모두는 행복의 시간 경과에 따른 개인 내 변화 즉 행복 성장의 개인차가 장애수용, 자기효능감, 삶의 만족에 긍정적 효과를 갖는지를 보여주지 못하였다.
한편, 장애인 관련 종단연구는 행복보다 우울이나 삶의 만족의 변화궤적과 예측요인 탐색에 초점을 맞추어 왔는데, 조혜정, 서인균(2012)은 신체장애인의 우울은 매년 감소하는 추세를 보이고 우울 변화율의 예측요인은 음주 문제와 낮은 자존감이라 하였다. 또한 취업한 지적장애인 연구(최서현, 이미지, 한은혜, 이경원, 2021)에서 삶의 만족의 변화궤적은 평균적으로 상승하고, 직무만족과 자존감이 변화궤적의 초기치에는 영향을 미치나 변화율에는 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 이와 같이 삶의 만족의 변화궤적이 시간 경과에 따라 성장하고, 우울의 변화궤적은 감소한다는 결과를 고려하면 지체장애인 행복 성장(변화율)은 시간이 지나면서 증가할 것으로 예측된다. 그러나 이 가설이 직접적으로 검증되지는 못하였다. 또한 행복의 이득을 보여준 선행연구 결과들을 고려하면 행복 성장의 변화율이 증가해가는 지체장애인일수록 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계가 좋을 것으로 예측된다. 하지만 이 가설도 직접적으로 검증되지 않았다. 본 연구는 이 가설들을 검증함으로써 선행연구들을 발전시키고자 한다. 장애수용을 잘하는 장애인은 자신을 가치 있게 여기고(김영미, 김혜리, 최희철, 2019), 자기효능감이 높은 장애인은 직장에서 작업 참여 태도가 좋으며(이은복, 이근용, 나운환, 2008), 대인관계 능력이 높은 장애인은 취업 의지가 높다(이석원, 정솔, 2016)는 결과에 바탕하면, 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계는 장애인의 삶의 적응에 중요한 변인으로 보인다. 따라서 이 3가지 변인들에 대해 행복과 행복 성장에 의한 긍정적 효과가 있다면 본 연구의 결과는 지체장애인의 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계와 관련된 의미 있는 정보를 제공하게 될 것이다.
요약하면, 본 연구는 지체장애인을 대상으로 앞서 제시한 2가지 연구 목적을 달성하고자 구체적으로 4가지 연구 문제에 대해 알아보고자 하였다. 첫째, 행복(초깃값)은 어떠하며, 행복이 시간이 경과하면서 성장(변화율)하는지, 둘째, 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)의 장애수용에 대한 효과가 어떠한지, 셋째, 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)의 자기효능감에 대한 효과가 어떠한지, 넷째, 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)의 긍정적 대인관계에 대한 효과가 어떠한지를 알아보았다. 특히, 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계는 서로 유의한 관계가 있으므로(방정수, 2020; 윤미리, 남예지, 홍세희, 2019; 최희철, 김혜리, 김영미, 2021) 선행시점의 세 변인이 후행시점의 세 변인에 미치는 자기회귀 효과와 교차지연 효과를 통제한 뒤에 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)이 세 변인 각각에 미치는 효과를 알아보았다.
2. 연구 문제
이상의 목적에 따른 구체적 연구 문제와 이들을 도식화한 모형은 [그림 1]과 같다.
그림 1.
행복, 행복 성장과 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계 사이의 관계 모형
주: 그림을 간명히 하고자 독립변인들 간(행복, 행복 성장, 장애수용(5차), 자기효능감(5차), 긍정적 대인관계(5차) 사이의 상관관계를 생략함. 그리고 장애수용(5차, 6차), 자기효능감(5차, 6차), 긍정적 대인관계(5차, 6차)의 측정변인, 잠재성장모형의 경로계수, 측정변인의 오차항과 잠재변인의 예측오차를 생략함.
첫째, 지체장애인의 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)은 어떠한가?
둘째, 지체장애인의 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)은 장애수용에 유의한 효과를 보이는가?
셋째, 지체장애인의 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)은 자기효능감에 유의한 효과를 보이는가?
넷째, 지체장애인의 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)은 긍정적 대인관계에 유의한 효과를 보이는가?
Ⅱ. 이론적 배경
1. 행복 성장
행복이 궁극적 목적 상태라는 관점은 장애인과 비장애인 모두에게 동일하다. 하지만 장애 유무나 장애 유형에 따른 삶의 경험의 차이를 고려하면 개인의 행복 수준은 저마다 동일하지 않을 것이며(최희철, 김혜리, 김영미, 2021), 지체장애인 역시 각자의 삶의 조건이나 삶에서 겪는 사건이 다를 것이므로 행복 수준과 행복 성장의 방향(상승/유지/감소)도 같지 않을 것이다. Lyubomirsky, Sheldon & Schkade(2005)는 선행연구 결과들에 바탕해 지속적 행복의 수준에서 개인차 변량을 설명하는 3가지 요인을 제안하였다. 이는 행복 성장과 관련된 유의한 시사점을 제공한다. Lyubomirsky, Sheldon & Schkade(2005)는 타고난 성향으로 인한 행복의 설정점(set point)이 지속적 행복의 개인차 변량 중 50%를 설명하고, 환경적･인구학적 요인(예, 국적, 지역, 종교, 거주지, 연령, 성별, 민족 등)이 10%, 의도적 활동과 노력이 40%를 설명한다고 하였다. 그들은 신경생물학적 기반의 외향성, 각성(arousability), 부정적 정서 성향(affectivity)처럼 잘 변화하지 않는 개인 내적 성격 특성에 의해 지속적 행복이 영향을 받지만, 의도적 활동 및 노력과 관계된 나머지 40%가 행복 향상에 전도유망한 통로라고 하였다. 이와 유사하게 최희철, 이재호, 최인묵(2019)의 연구에서 장애인이 여가 활동을 많이 할수록 행복이 높았다. 이런 결과들은 지체장애인 각자의 삶의 조건, 삶에서 겪는 사건 이외에 의도적 활동과 노력에 의한 개인차에 의해서도 행복 성장의 방향이 개인마다 다를 수 있음을 시사한다.
그러나 현재까지 장애인 또는 지체장애인 연구에서 행복의 수준과 행복 성장의 시간 경과에 따른 변화를 살펴본 연구는 찾아보기 어렵다. 물론 주관적 안녕의 부정적 정서 측면으로서 우울 수준 및 그 성장의 시간 경과에 따른 변화를 살펴본 연구들(유창민, 2017; 조혜정, 서인균, 2012; 최희철, 2020)은 있다. 이처럼 우울의 변화궤적을 알아본 연구들은 부정적 정서에서 시간 경과에 따라 각 개인의 변화 방향이 다르다는 것을 보여주었다. 이러한 결과를 비롯하여 부정적 정서와 긍정적 정서가 부적 상관이 있다는 것을 고려하면 지체장애인의 행복 성장의 평균 변화율은 시간이 경과하면서 상승할 것으로 기대된다. 그러나 행복 성장의 개인 내 변화 과정은 상승, 유지, 감소하는 식으로 개인차를 보일 것이다. 또한 주관적 안녕의 인지적 측면으로서 장애인 삶의 만족의 종단적 변화궤적을 알아본 연구들(김자영, 2020; 박종은, 2022; 조영희, 박재국, 2020; 최서현, 이미지, 한은혜, 이경원, 2021)도 있는데, 이들 연구 결과는 대체로 삶의 만족과 주관적 안녕의 변화 방향(상승, 유지, 감소)에서 개인차가 있음을 시사하였다.
이처럼 지금까지 지적장애인 또는 장애인의 삶의 만족에 대한 변화궤적을 알아본 연구는 상대적으로 많은 반면, 지체 장애인의 행복과 시간 경과에 따른 행복의 성장을 직접적으로 알아본 연구는 거의 찾아보기 어렵다. 또한 연구가 수행되었다 하더라도 긍정적 정서를 나타내는 행복보다 부정적 정서를 나타내는 우울의 변화궤적을 알아본 연구가 주를 이루었다. 단, 이 연구들에서는 다음과 같은 주요한 결과를 얻었다. 첫째, 삶의 만족과 우울의 변화궤적이 상승, 유지, 감소하는 방식으로 장애인 개인들 간에는 차이가 있었다. 이를 고려하면 지체장애인 행복 성장 또한 상승, 유지, 감소하는 방식으로 개인들 간에 차이가 있을 것이다. 둘째, 우울은 시간 경과에 따라 감소하고, 삶의 만족은 발달장애인에게서 감소하는 추세를 보이며, 주관적 안녕은 장애인 일반에게서 증가하는 추세를 보였다. 뇌병변 장애인을 제외한 지체장애인 대부분이 인지적 손상이 별로 없다는 점을 고려하면 시간 경과에 다른 행복 성장의 추세는 장애인 일반의 주관적 안녕의 변화궤적과 유사할 것이다. 즉, 지체장애인의 행복 성장의 변화는 평균적으로 상승하는 추세를 보일 것이라 예측할 수 있다.
2. 행복 성장과 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계의 관계
Fredrickson(1998; 2001)은 긍정적 정서의 확장-구축이론을 제안하며, 행복과 같은 긍정적 정서 경험은 개인의 신체적, 지적, 사회적, 심리적 자원의 축적에 일조한다고 하였다. 행복의 긍정적 효과에 대한 강조는 인본주의 심리학에서도 발견되며, Maslow(1968)는 행복이 자기실현을 위한 성장을 수반한다고 하였다. Veenhoven(1988)은 상관관계 연구를 바탕으로 즐거운 사람은 모험을 감수하고, 새로운 사람을 잘 만나며, 관심사를 증가시키는 등 활동과 활력의 상승을 보인다고 하였다. 또한 그는 다이어리 연구, 종단연구를 바탕으로 즐거운 정서가 활력 및 효율성의 상승과 관련이 있고, 즐거움이 열정적 참여의 길을 연다는 관점이 지지된다고 하였다. Lyubomirsky, King & Diener(2005)는 행복한 개인은 자원 형성이나 목적이 있는 활동에 더욱 참여하려는 의지를 갖고 실천하며, 긍정적 기분과 정서로 인해 자원 형성과 접근 목적에 더욱 참여하는 방식으로 생각하고, 행동하며, 느끼도록 촉진되므로 여러 삶의 영역에서 높은 성취를 한다고 주장하였다. Lyubomirsky, King & Diener(2005)는 225개의 횡단연구, 실험연구, 종단연구의 효과 크기를 메타분석 하여 장기적 행복의 누적과 단기적 긍정적 정서 모두 신체적, 심리적, 사회적, 지적 측면에 더 나은 성과 또는 이득을 낳는다는 결과를 제시하였다.
행복의 이득 제안이 더욱 지지받기 위해서는 행복 수준의 개인차를 넘어 시간 경과에 따른 지속적인 행복의 상승 또는 감소가 관련 변인에 영향을 미치는지를 알아보는 것이 필요하다. 행복의 개인차가 관련 변인과 관계가 있다는 것과 행복의 상승, 유지, 감소에서의 개인차가 관련 변인과 관계가 있다는 것은 동일한 의미가 아니기 때문이다. 행복의 상승, 유지, 감소에서의 개인차가 관련 변인과 관계가 있다는 것은 시간의 개념을 포함하는 행복 성장의 개인 내 변화에서의 개인차가 관련 변인에 영향을 미칠 수 있다는 의미이다. 시간 경과에 따라 행복 성장의 변화율이 증가해가는 지체장애인일수록 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계가 높아지는 긍정적 효과가 발견되면, Aristotle의 철학적 관점에서 행복을 그 자체로 좋은 목적 상태로 보고(천병희, 2018) 관련 선행조건을 증진해야 한다고 제안하는 것보다 훨씬 더 지체장애인의 행복 증진을 위한 정책 마련의 당위성을 강화시킬 것이다. Veenhoven(1988)은 행복의 이득에 대한 경험적 지식이 없으면 행복이 평등, 연대와 같은 다른 가치보다 정책적 우선순위에서 상대적으로 밀리게 된다고 우려했다. 경험적 연구 결과는 이런 우려를 불식시킬 장치로 작동할 수 있다. 그러나 국내의 지체장애인 행복 관련 선행연구들은 신체활동이나 체육 프로그램 참여가 그들의 행복에 영향을 미치는지(김동원, 2017; 박수경, 2018; 백재근, 2020; 윤석민, 2017), 지체장애인의 자존감 잠재계층에 따라 행복, 삶의 만족, 장애수용에서 차이가 있는지(김영미, 2022; 김영미, 최희철, 2022) 등 행복의 선행조건을 찾는 데 많은 관심을 두었다. 따라서 행복 성장의 개인 내 변화에 따른 개인차가 지체장애인의 장애수용, 자기 효능감, 긍정적 대인관계에 미치는 영향을 보여주지 못하였다. 이와 관련하여 행복 또는 주관적 안녕과 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계의 관계를 알아보고 관계의 방향에 대한 예측을 하면 다음과 같다.
첫째, 장애수용은 자기수용과 관계가 있는데, 자기수용은 발생한 사건, 상실, 자기 결함에도 불구하고 자기와 환경을 비난하지 않고 현 상태를 수용하는 것을 뜻한다(Ryff, 1989). 이런 관점에서 장애수용은 자신에게 긍정적 태도를 보이며, 과거의 삶을 받아들이고, 좋은 자질과 나쁜 자질처럼 자기의 여러 측면을 인정하는 자기수용의 장애 특정적 구인이다(김영미, 김혜리, 최희철, 2019). 장애수용을 하는 사람은 특정한 상황에서 스스로 효율적으로 기능할 수 있다는 기대 또는 신념인 자기효능감이 높으며(이선우, 박소리, 이지민, 2019), 자신에 대한 주관적 평가에 많은 영향을 주기 때문에 삶에서도 중요하다(강혜원, 2017). 이처럼 장애수용은 삶의 만족에 영향을 주기도 하지만 삶의 만족에 영향을 받기도 한다고 밝혀지고 있다. 예를 들어, 김영미, 김혜리, 최희철(2019)은 지체장애인의 장애수용이 높을수록 장래의 자존감과 삶의 만족이 높다는 결과를 제시하였다. 이와 반대로 일부 연구(최희철, 김혜리, 김영미, 2021)는 선행시점의 삶의 만족이 높을수록 1년 뒤의 장애수용이 높다는 결과를 제시하였다. 한 실험연구(Raila, Scholl & Gruber, 2015)에서도 행복하고 삶에 만족하는 사람은 중립적 자극 장면보다 긍정적 자극 장면(성취, 보상)에 더 주의집중하는 경향이 있었다. 이와 같은 결과는 당초 행복 수준이 높거나 시간이 경과하면서 행복 수준이 높아지며 성장하는 지체장애인은 장애와 삶의 긍정적 측면에 주의집중해서 장애수용이 높을 것으로 예측된다.
둘째, 메타분석 연구(Lyubomirsky, King & Diener, 2005)에서 행복은 일과 관련된 성공적 성취에 선행하며, 자기효능감에 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. Bandura(1997)는 자기효능감이란 개인이 과제수행을 하는 상황에서 스스로의 능력을 믿는 정도라고 정의하였다. Lyubomirsky, King & Diener(2005)는 실험적으로 유발된 좋은 기분이 높은 사람이 자기효능감이 더 높고, 더 높은 목적을 설정한다는 결과를 제시하였다. 한편, 장애인 임금 근로자 연구(윤미리, 남예지, 홍세희, 2019)에서는 자기효능감이 높을수록 일자리 만족도, 직무몰입, 장애수용의 정도가 높았는데, 이는 자기효능감의 직업적 성취에 대한 영향을 시사한다. Bandura(1997)는 자기효능감의 선행조건으로 이전의 성공 경험, 대리 경험, 정서적 각성, 사회적 설득을 제안하였고, Bohem & Lyubomirsky(2008)는 불안과 같은 정서적 각성을 낮추는 데 일조하는 행복이 다양한 활동이나 직무수행 등에서 더 나은 성취를 보인다는 결과를 제시하였다. 즉, 이러한 결과들은 행복이 성공 경험을 맛보게 하고, 성공 경험은 자기효능감을 향상시키는 데 기여할 수 있음을 시사한다. 또한, 지체장애인 대학생을 대상으로 한 질적연구(김혜리, 2022)에서 긍정적 성공 경험을 통해 획득된 성취 정서는 긍정적 자기이해와 자기효능감 향상으로 연결되는 요인이라 하였다. 이상의 결과들로 미루어 볼 때, 당초 행복 수준이 높거나 시간 경과에 따라 행복 수준이 높아지며 성장하는 지체장애인은 자기효능감이 높을 것으로 예측된다.
셋째, 행복한 사람의 중요한 특징 중 하나는 타인에 대한 편견이 적고, 타인과 잘 어울리는 외향성이다. 외향성은 사회 접촉 및 관계를 넓혀 행복을 증진시킬 수 있으며, 반대로 행복이 대인관계를 촉진하는 외향적 행동으로 나타날 수도 있다(Myers & Diener, 1995). 후자의 관점은 행복이나 삶의 만족이 높으면 긍정적 대인관계가 좋을 가능성을 시사한다. Lyubomirsky, King & Diener(2005)는 메타분석 연구를 통해 행복과 긍정적 정서가 높은 사람은 사회적 활동에 적극적이고, 사회적 상호작용 등과 같은 긍정적 자극에 더 잘 반응하며, 결혼과 동거 상태를 유지하는 비율이 더 높다고 하였다. 유사한 결과는 지체장애인 연구에서도 찾을 수 있는데, 최희철, 김혜리, 김영미(2021)는 지체장애인의 삶의 만족이 높을수록 1년 뒤의 긍정적 대인관계가 좋다는 결과를 제시하였다. 행복과 삶의 만족이 긍정적 대인관계와 관련이 있다는 것을 고려하면, 시간 경과에 따라 행복 수준이 높아지며 성장하는 지체장애인은 긍정적 대인관계가 좋을 것으로 예측된다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 연구 대상
본 연구는 장애인고용패널조사 2차 웨이브(한국장애인고용공단 고용개발원, 2022)의 1차(2016년), 2차(2017년), 3차(2018년), 4차(2019년), 5차(2020년), 6차(2021년) 조사에 참여한 지체장애인(2,251명) 중에서 2회 이상 조사에 성공한 19세 이상의 성인 2,130명을 연구 대상으로 하였다. 이 패널 조사는 장애인복지법에 따라 장애인으로 등록한 15~64세 사이의 장애인이 대상이었으며, 1차연도 조사에 응답한 인구학적 특성은 <표 1>과 같다. 성별은 남성(69.8%), 연령대는 40대(38.0%)가 가장 많았으며, 연령 평균은 44.97세였다. 교육수준은 고졸(48.9%), 결혼 상태는 결혼/동거(58.3%), 장애 정도는 경도(87.6%), 장애 유형은 관절 이상(43.0%)이 가장 많았다.
표 1.
연구 대상의 인구학적 특성 (N=2,130)
| 변인 | n(%) | 변인 | n(%) | ||
|---|---|---|---|---|---|
| 성별 | 남 | 1,486(69.8) | 결혼 상태 | 독신 | 552(25.9) |
| 여 | 644(30.2) | 결혼/동거 | 1,242(58.3) | ||
| 연령 | 19~29세 | 152(7.1) | 이혼 | 242(11.4) | |
| 30~39세 | 521(24.5) | 사별 | 73(3.5) | ||
| 40~49세 | 809(38.0) | 별거 | 19(0.9) | ||
| 50~59세 | 424(19.9) | 장애 정도 | 경도 | 1,865(87.6) | |
| 60~64세 | 224(10.5) | 중도 | 265(12.4) | ||
| 교육 수준 | 무학 | 70(3.3) | 장애 유형 | 절단 | 309(14.5) |
| 초등학교 졸업 | 170(8.0) | 마비 | 359(16.9) | ||
| 중학교 졸업 | 252(11.8) | 관절 이상 | 916(43.0) | ||
| 고등학교 졸업 | 1,041(48.9) | 변형 | 538(25.3) | ||
| 대학교 졸업 | 547(25.7) | 무응답 | 8(0.4) | ||
| 대학원 졸업 | 50(2.3) |
2. 연구도구
가. 행복
장애인고용패널조사 2차 웨이브(한국장애인고용공단 고용개발원, 2022)는 행복을 단일 문항(‘ooo님은 요즘 얼마나 행복하십니까?’)으로 조사하였는데, 리커트형 10점 척도(‘1점=매우 불행’에서 ‘10점=매우 행복’까지)로 되어 있다. 이 문항은 주관적 안녕 연구에서 정서적 안녕을 “모든 것을 종합하면, 당신은 ‘아주 행복하다’에서 ‘도대체 행복하지 않다’까지 중 뭐라고 말하시겠습니까?”와 같이(Galambos, Krahn, Johnson & Lachman, 2020) 단일 문항으로 평가한 방식과 유사하다. 단일 문항은 내적합치도를 구할 수 없으므로 본 연구는 1년 간격의 검사-재검사 상관계수로 신뢰도를 살폈다. 1차연도 행복과 2차연도 행복의 상관계수는 .489(p<.001), 2차연도와 3차연도는 .551(p<.001), 3차연도와 4차연도는 .513(p<.001), 4차연도와 5차연도는 .551(p<.001), 5차연도와 6차연도는 .601(p<.001)이었다. 선행연구(최희철, 2022)에서 1년 간격에서 다문항으로 측정된 삶의 만족의 검사-재검사 상관계수가 .458(p<.001)이었는데, 본 연구의 행복에 대한 검사-재검사 상관계수 5개 모두는 .458보다 더 높았다.
나. 장애수용
장애인고용패널조사 2차 웨이브(한국장애인고용공단 고용개발원, 2022)는 장애수용 척도(Disability Acceptance Scale: Kaiser, Wingate, Freeman & Chandler, 1987)에서 9개 문항을, 자아수용 검사(강용주, 박자경, 구인순, 2008)에서 3개 문항을 발췌하여 장애수용의 정도를 측정하였다. 12개의 문항은 다음과 같다. ‘1. 장애인이기 때문에 사람들을 잘 사귀지 못한다. 2. 장애 때문에 세상을 더 넓게 생각하게 되었다. 3. 장애 때문에 할 수 없는 일이 생기면 속상하다. 4. 장애 때문에 괴로워하지 않는다. 5. 나는 장애인이지만 내 인생에 만족한다. 6. 장애 자체보다 인생을 어떻게 사느냐가 더 중요하다. 7. 장애는 내 인생에 가장 많은 영향을 미친다. 8. 장애 자체보다 정직이 더 중요하다. 9. 인생은 외모보다 훨씬 더 중요한 것들이 많다. 10. 장애인이란 것을 잊고 살 만큼 재미있는 일들이 많다. 11. 장애를 가지고 있지만 내 인생은 부족함이 없다. 12. 장애 때문에 불편하지만 마음만 먹으면 무엇이든지 할 수 있다.’와 같다. 이 문항들은 5점 리커트형 척도(‘1점=전혀 그렇지 않다’에서 ‘5점=매우 그렇다’까지)에 응답하게 되어 있다. 9개 문항은 긍정적으로 3개 문항은 부정적으로 진술되어 있으며 부정적 표현 문항의 점수는 역산하였다. 선행연구(최희철, 2022)처럼 일부 문항은 문항-총점 상관계수가 .30보다 낮고(1, 2), 부적 상관(3, 7)을 보여 분석에서 제외하였다. 이 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α처럼 측정변인들 간 측정오차들이 상관이 없을 때 신뢰도를 과소 추정하고, 측정변인들 간 측정오차들이 상관이 있을 때 신뢰도를 과대 추정하지 않고자 잠재변인 수준의 구성개념 신뢰도인 ρ를 구하였다(Wang & Wang, 2020). 그 결과 5차연도, 6차연도 장애수용의 신뢰도는 .874, .872였다. 장애수용의 문항 묶음은 상관 알고리즘(algorithm) 방법으로 구성(이지현, 김수영, 2016)하였다. 이 방법은 첫째, 전체 문항 간의 상관계수를 구한 후 잠재변인당 설정된 측정변인의 수만큼 상관계수가 높은 쌍에서 낮은 쌍의 순으로 각 문항 묶음에 할당한다. 장애수용은 문항 묶음을 3개로 설정하였으므로, 3개의 쌍을 문항 묶음에 각각 할당하였다. 둘째, 3개의 문항 묶음과 잔여 문항 간의 상관계수를 구한 뒤 각 문항이 높은 상관계수를 보인 문항 묶음에 할당하였다. 상관 알고리즘은 문항이 소진될 때까지 이 과정을 반복하는 데, 장애수용의 문항 묶음은 묶음1(11, 12), 묶음2(8, 9, 6), 묶음3(5, 10, 4)으로 구성되었고, 6차연도에 동일하게 적용하였다.
다. 자기효능감
장애인고용패널조사 2차 웨이브(한국장애인고용공단 고용개발원, 2022)는 일반적 자기효능감 척도(General Self-Efficacy Scale: Schwarzer & Jerusalem, 1995)를 번안한 한국어판 자기효능감 척도(Lee, Schwarzer & Jerusalem, 1994)의 10개 문항으로 일반적 자기효능감을 측정하였다. 이 문항들은 리커트형 4점 척도(‘1점=전혀 그렇지 않다’에서 ‘4점=매우 그렇다’까지)에 응답하게 되어 있다. 10개 문항은 다음과 같다. ‘1. 어려운 일이라도 열심히 노력한다면 나는 해낼 수 있다. 2. 목표에 집중해서 그것을 이루어내는 것은 나에게 쉬운 일이다. 3. 나는 나의 능력을 믿기 때문에 어려움에 부딪쳐도 당황하지 않는다. 4. 필요한 노력을 기울이기만 한다면 나는 대부분의 문제를 해결할 수 있다. 5. 어려움이 처하더라도 나는 해결책을 찾을 수 있을 것이다. 6. 나는 예상치 못한 일이라도 효율적으로 처리해낼 것이라고 믿는다. 7. 내 재능 덕분에 나는 예상치 못한 상황에 어떻게 대처해야 할지 알고 있다. 8. 어떤 문제에 부딪칠 때 나는 보통 몇 가지 해결 방법을 찾을 수 있다. 9. 누군가가 내 의견에 반대하더라도 나는 내가 원하는 방식으로 할 수 있는 방법을 찾을 수 있을 것이다. 10. 나에게 어떤 일이 생기더라도 나는 해결해 낼 수 있을 것이다.’와 같다. 장애수용처럼 Cronbach’s α 대신에 구성개념 신뢰도 ρ를 산출하였다(Wang & Wang, 2020). 그 결과 5차연도, 6차연도 자기효능감의 신뢰도는 각각 .912, .902였다. 문항 묶음은 장애수용처럼 상관 알고리즘 방식으로 묶음1(9, 10, 5), 묶음2(6, 7, 8), 묶음3(1, 4, 2, 3)을 구성하고, 6차연도에 동일하게 적용하였다.
라. 긍정적 대인관계
장애인고용패널조사 2차 웨이브(한국장애인고용공단 고용개발원, 2022)는 긍정적 대인관계를 7개 문항으로 측정하였다. 각 문항은 ‘1. 나는 친구를 쉽게 사귄다. 2. 다른 사람들이 나에게 말을 걸기 전에 먼저 말을 건다. 3. 나는 친구가 자기의 고민을 털어놓을 때 잘 들어준다. 4. 다른 사람들에게 칭찬을 잘해준다. 5. 다른 사람과 다른 의견을 가지고 있을 때 싸우지 않고 나의 의견을 말할 수 있다. 6. 다른 사람이 나에게 화를 낼 때 덩달아 화를 내지 않고 참을 수 있다. 7. 친구와의 사이에 문제가 생겼을 때 대화로 문제를 해결하려고 한다.’와 같다. 이 문항들은 5점 리커트형 척도(‘1점=전혀 그렇지 않다’에서 ‘5점=매우 그렇다’까지)에 응답하게 되어 있다. 장애수용처럼 Cronbach’s α 대신에 구성개념 신뢰도(Wang & Wang, 2020)를 구한 결과 5차, 6차연도의 ρ는 각각 .860, .850이었다. 문항 묶음은 장애수용처럼 상관 알고리즘을 적용하여 묶음1(1, 7, 2), 묶음2(3, 4), 묶음3(5, 6)으로 구성하고, 6차연도 에 동일하게 적용하였다.
3. 자료 분석 및 모형평가
가. 자료 분석
본 연구는 한국장애인고용공단 고용개발원(2021)의 장애인고용패널조사 2차 웨이브 자료(https://edi.kead.or.kr/)를 2022년 10월에 내려받아 활용하였다. 연구모형 분석에 사용된 자료의 현황은 <표 2>와 같다
표 2.
분석된 자료의 유형 (N=2,130)
| 변인 | T1 | T2 | T3 | T4 | T5 | T6 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 행복 | I | I | I | I | I | I |
| 장애수용 | - | - | - | - | C | D |
| 자기효능감 | - | - | - | - | C | D |
| 긍정적 대인관계 | - | - | - | - | C | D |
주: I 독립변인, C 공변량 변인, D 종속변인
기술통계는 SPSS21, 잠재성장모형은 M-plus7로 분석하였다. 자료의 문항별 결측 비율을 알아본 결과, 변인별(문항별)로 1%에서 11.7%까지 결측이 있었다. 사례 비율로는 76.53%(n=1,630)가 6회의 설문에서 모든 문항에 완전하게 응답하였고, 23.47%(n=500)가 1개 이상 문항에서 결측을 보였다. 결측 비율이 20% 이상이면 결측의 보완이 권장되고(Hair, Black, Babin & Anderson, 2019), 10% 미만이면 어떤 대체 방법도 가능하다. 10~20% 사이면서 결측 발생 메커니즘이 완전 임의 결측(completely missing at random)이면 회귀 대체가 가능하며, 임의 결측(missing at random)이면 FIML(full information maximum likelihood)과 다중대체(multiple imputation)를 사용할 수 있다(Hair, Black, Babin & Anderson, 2019; Newman, 2014).
결측 메커니즘은 Schlomer, Bauman & Card(2010)의 절차에 따라 알아보았다. 먼저, 결측이 있는 변인들의 결측 유무에 따라 리코딩한 범주 변인과 다른 변인들 간의 관계를 알아보았다. 즉, 결측이 있는 문항의 결측 유무에 따라 다른 변인들의 평균 차이가 유의한지 SPSS21의 MVA로 t-검증하였다. t-검증이 유의하지 않으면 결측 메커니즘은 완전 임의 결측 또는 비임의 결측(not missing at random)일 수 있다. 반면, t-검증이 유의하면 임의 결측 또는 비임의 결측일 수 있다. 그리고 결측이 연구모형에 포함된 다른 변인 또는 전체 자료집합의 다른 변인과 관계가 있으면 임의 결측으로 간주되고, 측정되지 않은 다른 변인들과 관계가 있으면 비임의 결측으로 간주된다(Bentler, 2006). MVA로 t-검증한 결과 연구모형에 포함된 결측 변인들 모두는 결측 유무에 따라 다른 변인들에서 유의한 평균 차이가 있었다. 이는 모든 변인의 임의 결측을 시사한다. 한편, MVA로 완전 임의결측 메커니즘을 알아보는 Little’s MCAR Test는 유의하지 않았는데(x2 =6948.533, df=7044, p=.789), 이는 완전 임의 결측을 시사한다. 결국, 본 연구 자료의 결측 메커니즘은 완전 임의 결측 또는 임의 결측으로 가정된다. 이에 본 연구는 Mplus 7의 Data Imputation의 다중대체 기능으로 결측을 보완하였다. 다중대체는 최소 40개 이상의 자료 집합의 생성을 권장하므로(Newman, 2014) 본 연구는 이를 따라 40개를 생성하고 분석에 사용하였다(Brown, 2015; Geiser, 2021).
측정변인들 간의 기술통계와 상관계수는 <표 3>과 같다. 왜도와 첨도는 각각 절댓값으로 3.0, 20.0보다 크면 단변량 정상성에서 벗어났음을 뜻한다(Kline, 2005). 본 연구는 다중 대체로 생성된 40개의 자료 집합을 분석에 사용했으므로 각 변인의 단변량 왜도와 첨도, 다변량 왜도와 첨도는 40개의 자료 집합마다 생성된다. Mplus의 변인 명령문(Variable command: Classes=C(1)), 분석 명령문(Analysis command: Type=Mixture), 출력 명령문(Output command: Tech13), 자료 명령문(Data command: Listwise=on)을 조합하여 사용하면 단변량 왜도, 첨도, Mardia의 다변량 왜도와 첨도가 산출된다. 그 결과를 살핀 결과 단변량 왜도와 첨도 모두 절댓값으로 3.0과 20.0에서 벗어나지 않았다. 단변량 왜도와 첨도의 정상성은 다변량 정상성의 필요조건이나 충분조건이 아니므로 다변량 왜도와 첨도를 살핀 결과 다변량 정상분포를 충족하지 못하였다. 다변량 왜도는 최소 14.279에서 최대 14.967 사이의 값을 보이며 유의하였고(p<.001), 다변량 첨도는 최소 679.169에서 최대 681.883 사이의 값을 보이며 유의하였다(p<.001). 다변량 정상성이 충족되지 않을 때 ML 추정은 1) x2 값을 부풀리고 이로 인한 모형의 과잉 기각, 2) CFI(Comparative Fit Index), TLI (Tucker Lewis Index) 같은 적합도 지수의 경미한 과소 추정, 모수 추정치들의 표준오차들이 보통에서 심각할 정도로 과소 추정하는 현상으로 1종 오류의 위험이 높다(Brown, 2015). 따라서 본 연구는 자료의 비정상성으로 발생하는 위험을 보완하는 강건한 ML 추정 방법의 하나인 MLR를 사용하였다. MLR에 의하여 추정된 x2 값은 Yuan-Bentler T2*와 동일하다(Brown, 2015).
표 3.
기술통계와 변인들 간의 상관계수 (N=2,130)
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | 12 | 13 | 14 | 15 | 16 | 17 | 18 | 19 | 20 | 21 | 22 | 23 | 24 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. 행복1 | ||||||||||||||||||||||||
| 3. 행복2 | .489 | |||||||||||||||||||||||
| 3. 행복3 | .402 | .551 | ||||||||||||||||||||||
| 4. 행복4 | .414 | .520 | .513 | |||||||||||||||||||||
| 5. 행복5 | .361 | .487 | .504 | .551 | ||||||||||||||||||||
| 6. 행복6 | .350 | .480 | .474 | .514 | .601 | |||||||||||||||||||
| 7. 대인관계15 | .243 | .283 | ,242 | .277 | .302 | .265 | ||||||||||||||||||
| 8. 대인관계25 | .190 | .217 | .201 | .234 | .241 | .224 | .663 | |||||||||||||||||
| 9. 대인관계35 | .138 | .213 | .158 | .214 | .182 | .185 | .628 | .579 | ||||||||||||||||
| 10. 대인관계16 | .246 | .244 | .212 | .248 | .257 | .276 | .513 | .414 | .356 | |||||||||||||||
| 11. 대인관계26 | .220 | .235 | .212 | .224 | .204 | .239 | .415 | .442 | .315 | .651 | ||||||||||||||
| 12. 대인관계36 | .198 | .197 | .176 | .179 | .188 | .204 | .380 | .320 | .331 | .651 | .563 | |||||||||||||
| 13. 장애수용15 | .236 | .292 | .287 | .278 | .372 | .323 | .344 | .261 | .207 | .243 | .182 | .147 | ||||||||||||
| 14. 장애수용25 | .180 | .223 | .210 | .228 | .254 | .212 | .296 | .318 | .287 | .236 | .252 | .181 | .503 | |||||||||||
| 15. 장애수용35 | .219 | .280 | .291 | .279 | .392 | .332 | .345 | .268 | .227 | .251 | .209 | .160 | .742 | .596 | ||||||||||
| 16. 장애수용16 | .273 | .325 | .326 | .337 | .355 | .386 | .312 | .248 | .185 | .314 | .275 | .207 | .493 | .283 | .441 | |||||||||
| 17. 장애수용26 | .180 | .198 | .194 | .212 | .219 | .231 | .261 | .267 | .210 | .308 | .346 | .265 | .305 | .423 | .338 | .549 | ||||||||
| 18. 장애수용36 | .243 | .316 | .310 | .278 | .322 | .366 | .266 | .225 | .150 | .271 | .263 | .195 | .442 | .326 | .465 | .724 | .598 | |||||||
| 19. 자기효능감15 | .228 | .286 | .284 | .288 | .356 | .307 | .515 | .428 | .413 | .365 | .316 | .298 | .429 | .333 | .427 | .398 | .260 | .356 | ||||||
| 20. 자기효능감25 | .237 | .298 | .296 | .297 | .351 | .316 | .533 | .450 | .427 | .381 | .338 | .324 | .421 | .333 | .415 | .359 | .254 | .330 | .749 | |||||
| 21. 자기효능감35 | .268 | .313 | .332 | .341 | .416 | .355 | .572 | .439 | .412 | .402 | .332 | .284 | .487 | .338 | .480 | .455 | .284 | .406 | .749 | .748 | ||||
| 22. 자기효능감16 | .253 | .306 | .272 | .287 | .321 | .352 | .415 | .333 | .317 | .484 | .439 | .422 | .338 | .257 | .345 | .405 | .311 | .380 | .487 | .493 | .519 | |||
| 23. 자기효능감26 | .264 | .296 | .262 | .308 | .318 | .332 | .413 | .345 | .308 | .464 | .446 | .409 | .309 | .235 | .321 | .386 | .303 | .378 | .483 | .500 | .519 | .756 | ||
| 24. 자기효능감36 | .294 | .346 | .337 | .350 | .380 | .434 | .447 | .331 | .298 | .483 | .400 | .359 | .412 | .272 | .399 | .471 | .300 | .439 | .513 | .525 | .623 | .716 | .730 | |
| M | 6.16 | 6.26 | 6.27 | 6.21 | 6.32 | 6.26 | 8.53 | 5.83 | 5.91 | 8.59 | 5.87 | 5.98 | 6.02 | 10.28 | 9.28 | 5.89 | 10.06 | 9.14 | 8.75 | 8.66 | 11.31 | 8.73 | 11.27 | 8.73 |
| SD | 1.67 | 1.55 | 1.48 | 1.42 | 1.38 | 1.40 | 1.72 | 1.27 | 1.17 | 1.65 | 1.22 | 1.18 | 1.72 | 2.04 | 2.32 | 1.65 | 2.05 | 2.21 | 1.64 | 1.67 | 2.31 | 1.62 | 2.17 | 1.62 |
주: 모든 상관계수: p <.001
잠재변인별 측정변인은 3개로 구성하였다. 잠재변인 1개당 측정변인의 수가 최소 3개이면, 해당 잠재변인과 관련된 모수들이 식별될 수 있다. 본 연구의 측정모형은 잠재변인으로서 장애수용 5차, 6차연도 2개, 자기효능감 5차, 6차연도 2개, 긍정적 대인관계 5차, 6차연도 2개 총합 6개의 잠재요인이 포함된 다요인 모형이다. 다요인으로 구성되는 측정모형의 경우 모형식별이 되기 위한 조건은 다음과 같다(Bollen, 1989). 1) 필요조건으로 t원칙(t≤ p(p+1)/2, t=추정될 모수의 개수, p=측정변인의 개수)을 충족해야 한다. 2) 충분조건으로 잠재변인당 측정변인이 3개 또는 그 이상이고, 요인계수 행렬에서 행의 요소에서 0이 아닌 요인계수가 1개 또는 그 이상이며, 오차변인의 변량-공변량 행렬은 대각선 행렬만 추정되고 대각선 밖의 행렬요소는 모두 0이어야 한다. 그러나 오차 공변량이 모형에 포함되었으므로 대각선 밖의 경우에도 0이 아닌 요소가 존재한다. 구조모형의 경우 모형식별이 되기 위한 조건은 다음과 같다(Bollen, 1989). 1) 측정모형과 마찬가지로 필요조건으로 t원칙(t≤ p(p+1)/2, t=추정될 모수의 개수, p=측정변인의 개수)을 충족해야 한다. 2) 2단계 원칙을 충족해야 하는데, 이는 구조모형을 측정모형과 잠재변인들 사이의 경로 모형을 분할하여 먼저, 측정모형처럼 재구성한 후 모형식별에 대하여 알아본다. 다음으로, 잠재변인들 사이의 관계가 마치 측정변인으로 구성된 경로모형처럼 식별되는지 알아보는 것이다. 이런 규칙과 예외사항을 고려하여 적용한 결과 본 연구의 측정모형과 구조모형 모두는 모형식별이 됨을 확인하였다.
본 연구에서 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계의 문항 묶음(parceling)은 다음 사항을 고려하여 잠재변인별 3개로 구성하였다(이지현, 김수영, 2016). 문항 묶음은 2개 이상의 문항을 대상으로 합산 점수 또는 평균 점수를 계산하여 구성된다. 문항 묶음은 자료의 정규성과 연속성을 갖게 해주고, 1개 문항의 점수보다 여러 문항을 합산한 점수나 평균한 점수가 더 신뢰할 수 있고 안정적인 점수가 되며, 모수의 추정이 안정성을 갖는다는 장점이 있다. 문항 묶음의 형성 전략은 오차변량 분배전략(무선 알고리즘, 요인 알고리즘)과 고립전략(상관 알고리즘, 방사 알고리즘, 내용기반 접근)이 있는데, 오차변량 고립전략이 구조방정식 모형의 모수를 더 정확하게 추정한다(이지현, 김수영, 2016). 이에 본 연구는 고립전략 중의 하나인 상관 알고리즘으로 문항 묶음을 구성하였다. 상관 알고리즘을 사용한 문항 묶음 구성 절차는 앞서 연구 방법의 측정도구 부분의 장애수용 척도에서 제시하였다. 다른 척도의 각 문항 묶음도 측정도구 각각에 대한 진술에서 제시하였다.
나. 모형 적합도 평가 및 비교
모형 적합도 평가의 기초 통계는 x2 = fML(N-1)이다. x2 의 값은 표집의 변량-공변량 행렬과 추정된 모형의 모수들을 사용하여 예측된 변량-공변량 행렬 간의 불일치 크기를 평가하는 것으로 모형 적합도 평가에 자주 사용되나 약점이 있다(Wang & Wang, 2020). 1) x2의 값 계산에는 표집의 크기(N)가 포함되므로, N이 커지면 값이 자연스럽게 증가하고 모형을 기각하는 1종 오류가 높아진다. 2) x2의 값은 N이 작을 때 적합 함수(fML)가 x2 분포에서 벗어나는 현상이 발생한다. 3) 자료의 왜도와 첨도가 커서 다변량 정상성이 충족되지 못하면 x2의 값은 증가한다. 4) x2의 값은 변인 수가 많아지면 증가한다. 이런 이유로 x2의 값은 모형 기각을 위한 기준이 되기 어렵다. 본 연구는 x2의 값보다 CFI(Comparative Fit Index), TLI(Tucker Lewis Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)로 모형 적합도를 평가하였다. Hair, Black, Babin & Anderson(2019)은 N과 측정변인의 수(m)에 바탕한 평가 기준을 제시하였다. N은 250명 이상과 미만인 경우로 구분되며 본 연구는 250명 이상에 해당된다. m은 12개 미만, 12개 이상에서 30개 미만, 30개 이상으로 구분된다. 본 연구의 잠재계층 성장모형에서 m은 6개로 12개 미만이다. 이 조건에서 CFI와 TLI는 .96 이상, RMSEA는 CFI가 .96 이상이면서 .07 미만이면 모형이 적합하다. 본 연구의 측정모형에서 m은 24개이다. 이 조건에서 CFI와 TLI는 .94 이상, RMSEA는 CFI가 .94 이상이면서 .07 미만이면 모형이 적합하다. 본 연구의 구조모형에서 m은 30개 이상이다. 이 조건에서 CFI와 TLI는 .92 이상, RMSEA는 CFI가 .92 이상이면서 .07 미만이면 모형이 적합하다. 관례적으로 CFI의 절단점은 .90이 사용되나 .95로 상향하라고 제안되었다(Hu & Bentler, 1999). TLI는 .90 미만일 경우 모형을 재지정할 필요가 있다고 여겨지며, RMSEA는 완전 적합(0), 매우 적합(.05 이하), 상당히 적합(.05~.08), 보통의 적합(.08~.10), 빈약한 적합(.10 이상)으로 해석된다(Byrne, 1998; Wang & Wang, 2020). 서로 다른 위계적 관계에 있는 모형 비교는 x2 차이 검증보다 N에 대한 민감도가 낮은 CFI 차이 검증을 하였고, .01 이내의 차이를 보이면 차이가 없다는 의미를 나타낸다(Cheung & Rensvold, 2002).
Ⅳ. 연구 결과
1. 측정모형
본 연구는 종속변인인 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계 각각의 자기회귀 효과와 교차지연 효과를 통제하되, 행복(초기치)과 행복 성장(변화율)이 이 변인들에 미치는 효과에 관심이 있어 이 변인들이 반복해서 포함되도록 하였다. 먼저 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계에 대한 종단적 측정모형의 적합도를 알아본 결과는 <표 4>와 같다. 첫째, 형태동일성 모형(모형1)은 CFI,TLI는 .94 이상이고, RMSEA는 .07 미만으로 Hair, Black, Babin & Anderson(2019)의 기준을 충족하였다. 둘째, 요인계수 동일성 모형(모형2)은 CFI, TLI는 .94 이상이고, RMSEA는 .07 미만으로 Hair, Black, Babin & Anderson(2019)의 기준을 충족하였다. 두 모형을 비교한 ΔCFI 값은 .01을 초과하지 않았다. 이는 종단적으로 요인계수가 동일하다는 의미이며, 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계의 구성개념이 시간의 경과에도 불구하고 안정성이 있다는 의미이다(Farrell, 1994). 이는 구조모형의 분석을 위한 전제조건이 충족되었음을 나타낸다.
표 4.
종단적 측정모형의 적합도 (N=2,130)
| 모형 | x2 | df | RMSEA | CFI | ▵CFI | TLI |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 형태 동일성 모형 | 1086.821 | 120 | .061 | .956 | .944 | |
| 요인계수 동일성 모형 | 1126.341 | 126 | .061 | .955 | .001 | .945 |
주: 1) *** p<.001
2) 다중대체 방법으로 MLR 추정을 할 때 x2의 유의도는 산출되지 않음.
측정모형의 모형 2에서 구해진 장애수용, 자기효능감, 긍정 적 대인관계의 시점별 요인계수는 <표 5>와 같다. 모든 요인계수는 통계적으로 유의하였다(p<.001). 종단적 요인계수 동일화 제약은 비표준화 회귀계수에 가해지므로 각 잠재변인의 시점별로 동일한 측정변인의 비표준화 회귀계수는 그 값이 동일하게 산출되었다.
표 5.
종단적 측정모형에서의 요인계수 (N=2,130)
| 변인 | 요인 | B | SE | β | 변인 | 요인 | B | SE | β |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 장애수용15 | 장애수용5 | 1.000 | .834 | 장애수용16 | 장애수용6 | 1.000 | .835 | ||
| 장애수용25 | .959*** | .031 | .665 | 장애수용26 | .959*** | .031 | .655 | ||
| 장애수용35 | 1.419*** | .028 | .886 | 장애수용36 | 1.419*** | .028 | .872 | ||
| 자기효능15 | 자기효능5 | 1.000 | .859 | 자기효능16 | 자기효능6 | 1.000 | .848 | ||
| 자기효능25 | 1.018*** | .015 | .860 | 자기효능26 | 1.018*** | .015 | .856 | ||
| 자기효능35 | 1.404*** | .024 | .876 | 자기효능36 | 1.404*** | .024 | .863 | ||
| 대인관계15 | 대인관계5 | 1.000 | .876 | 대인관계16 | 대인관계6 | 1.000 | .876 | ||
| 대인관계25 | .639*** | .014 | .761 | 대인관계26 | .639*** | .014 | .759 | ||
| 대인관계35 | .567*** | .013 | .732 | 대인관계36 | .567*** | .013 | .724 |
주: *** p<.001
종단적 측정모형에서 잠재변인들 간의 모든 상관계수는 <표 6>처럼 통계적으로 유의하였다(p<.001). 첫째, 선행하는 장애수용(5차)이 높을수록 1년 뒤의 자기효능감(6차), 긍정적 대인관계(6차)가 높았다. 둘째, 선행하는 자기효능감(5차)이 높을수록 1년 뒤의 장애수용(6차), 긍정적 대인관계(6차)가 높았다. 셋째, 선행하는 긍정적 대인관계(5차)가 높을수록 1년 뒤의 장애수용(6차), 자기효능감(6차)이 높았다.
표 6.
장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계 간의 상관관계 (N=2,130)
| 요인 | 장애수용5 | 자기효능감5 | 긍정적 대인관계5 | 장애수용6 | 자기효능감6 |
|---|---|---|---|---|---|
| 자기효능감5 | .693*** | ||||
| 긍정적 대인관계 5 | .438*** | .693*** | |||
| 장애수용6 | .611*** | .593*** | .367*** | ||
| 자기효능감6 | .593*** | .702*** | .540*** | .511*** | |
| 긍정적 대인관계6 | .319*** | .499*** | .631*** | .403*** | .641*** |
주: *** p<.001
2. 행복 성장의 궤적
무조건부 잠재성장모형으로서 행복 성장의 궤적은 <표 7>처럼 무변화모형, 선형변화모형, 곡선변화모형 3가지를 비교하였다. 곡선변화모형은 RMSEA .038, CFI .989, TLI .986으로 선형변화모형의 RMSEA .038, CFI .986, TLI .987과 유사하였다. 두 모형 간 ΔCFI는 .003으로 .01을 초과하지 않았다. 반면에 무변화모형은 RMSEA .066, CFI가 .949, TLI .960으로 선형변화모형보다 적합도가 나빴고, ΔCFI는 .037로 .01을 초과하였다. 따라서 간명하면서 적합한 선형변화모형을 최종모형으로 선택하였다.
표 7.
잠재성장모형의 적합도 (N=2,130)
| 모형 | x2 | df | RMSEA | CFI | ▵CFI | TLI |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 곡선변화모형 | 49.744 | 12 | .038 | .989 | .986 | |
| 선형변화모형 | 65.834 | 16 | .038 | .986 | .003 | .987 |
| 무변화모형 | 169.534 | 19 | .066 | .949 | .037 | .960 |
주: ** p<.01, *** p<.001
<표 8>의 선형변화모형의 초기치 평균(6.212, p<.001)과 변량(1.335, p<.001)은 유의하였다. 이는 행복의 출발선 수준 이 0이 아니며 개인차가 있음을 나타낸다. 선형변화율의 평균 (.015, p<.05), 변량(.033, p<.001)은 유의하였다. 이는 행복 성장의 궤적이 시간이 지나면서 증가하고 변화율에 개인차가 있음을 나타낸다. 결국, 행복 성장의 궤적은 평균적으로 초기치에서 선형변화를 보이며 증가하는 패턴을 보였다.
표 8.
행복 성장의 선형변화모형 추정치 (N=2,130)
| 모형 | 초기치 | 변화율 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| M | SE | V | SE | M | SE | V | SE | |
| 선형변화모형 | 6.212*** | .031 | 1.335*** | .074 | 0.15* | .007 | .033*** | .004 |
주: * p<.05, *** p<.001
3. 구조모형: 행복 성장의 궤적과 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계
행복 성장의 궤적과 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계 사이의 구조적 관계를 알아본 구조모형의 적합도는 <표 9>와 같다. 구조모형은 RMSEA .049, CFI .956, TLI .949로 Hair, Black, Babin & Anderson(2019)이 제안한 기준에 부합하였다.
표 9.
구조모형 적합도 (N=2,130)
| 모형 | x2 (df) | RMSEA | CFI | TLI |
|---|---|---|---|---|
| 1. 구조모형 | 1440.065(238) | .049 | .956 | .949 |
주: *** p<.001
구조모형의 구조경로 계수 추정치는 <표 10>과 같다. 첫째, 선행시점의 장애수용(5차)(B=.382, β=.401, p<.001), 자기효능감(5차)(B=.153, β=.157, p<.001), 긍정적 대인관계(5차)(B=-.019, β=-.021, p>.05)가 1년 뒤의 장애수용(6차)에 미치는 효과를 통제한 뒤에, 행복 초기치(B=.335, β=.283, p<.001)와 행복 성장의 변화율(B=1.065, β=.141, p<.001)은 장애수용(6차)을 정적으로 유의하게 예측하였다.
표 10.
행복 성장의 궤적, 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계 간의 구조적 관계 (N=2,130)
| 예측변인 | 장애수용6 | 자기효능감6 | 긍정적 대인관계6 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| B | SE | β | B | SE | β | B | SE | β | |
| 행복(초깃값) | .335*** | .040 | .283 | .292*** | .037 | .252 | .222*** | .043 | .178 |
| 행복 성장(변화율) | 1.065*** | .287 | .141 | 1.108*** | .292 | .150 | .485 | .331 | .061 |
| 장애수용5 | .382*** | .038 | .401 | .018 | .028 | .019 | -.031 | .033 | -.031 |
| 자기효능감5 | .153*** | .041 | .157 | .493*** | .038 | .517 | .072 | .043 | .070 |
| 긍정적 대인관계5 | -.019 | .032 | -.021 | .074* | .032 | .082 | .513*** | .036 | .530 |
| R2 | .451 | 540 | .424 | ||||||
주: * p<.05, *** p<.001
둘째, 선행시점의 장애수용(5차)(B=.018, β=.019, p<.05), 자기효능감(5차)(B=.493, β=.517, p<.001), 긍정적 대인관계(5차)(B=.074, β=.082, p<.05)의 1년 뒤의 자기효능감(6차)에 대한 효과를 통제한 뒤에, 행복 초깃값(B=.292, β=.252, p<.001), 행복 성장의 변화율(B=1.108, β=.150, p<.001)은 자기효능감(6차)을 정적으로 유의하게 예측하였다. 셋째, 선행시점의 장애수용(5차)(B=-.031, β=-.031, p<.05), 자기효능감(6차)(B=.072, β=.070, p<.05), 긍정적 대인관계(5차)(B=.513, β=.530, p<.001)의 1년 뒤의 긍정적 대인관계(6차)에 대한 효과를 통제한 뒤에, 행복 초깃값(B=.222, β=.178, p<.001)은 긍정적 대인관계(6차)를 정적으로 유의하게 예측하였으나 행복 성장의 변화율(B=.485, β=.061, p<.05)은 긍정적 대인관계(6차)와 유의한 관계를 보이지 않았다.
Ⅴ. 논의 및 제언
본 연구는 지체장애인을 대상으로 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)이 장애수용(6차), 자기효능감(6차), 긍정적 대인관계(6차)에 미치는 효과를 알아보았다. 그리고 인과적 추론의 정도를 높이고자 장애수용(5차), 자기효능감(5차), 긍정적 대인관계(5차)가 1년 뒤의 장애수용(6차), 자기효능감(6차), 긍정적 대인관계(6차)에 미치는 자기회귀효과와 교차지연효과를 통제한 뒤 행복과 행복 성장의 효과를 알아보았다. 그 결과는 다음과 같다. 첫째, 지체장애인 행복(초깃값)의 평균은 유의하고 개인차가 있었다. 그리고 행복 성장의 평균 변화율은 시간이 경과하면서 점점 상승하는 선형변화를 보였고 변화율의 변량이 유의하였다. 이는 개인별 행복 성장의 변화 방향(예: 증가, 감소, 무변화)이 다름을 뜻한다. 둘째, 행복 초깃값이 높을수록 행복 성장의 변화율이 클수록 장애수용(6차)이 유의하게 높았다. 셋째, 행복(초깃값)이 높을수록, 행복 성장의 변화율이 클수록 자기효능감(6차)이 높았다. 넷째, 행복(초깃값)이 높을수록, 긍정적 대인관계(6차)가 높았으나, 행복 성장의 변화율은 유의하게 예측하지 못하였다. 이 결과들을 선행연구와 관련지어 살펴보면 다음과 같다.
첫째, 본 연구는 지체장애인 행복(초깃값)의 평균이 0과 다르고 개인차가 있으며, 행복 성장의 평균 변화율은 시간이 경과하면서 상승하는 선형변화를 보이나, 개개인의 변화 방향(예: 증가, 감소, 무변화)은 다르다는 것을 보여주었다. 이는 지체장애인의 행복 성장의 평균 변화율이 시간 경과에 따라 증가할 것이라고 한 본 연구의 기대를 지지하는 결과이다. 이와 유사하게 장애인의 주관적 안녕의 변화궤적도 평균 변화율이 시간이 경과하면서 상승하고, 선형변화를 보이나 개개인의 변화 방향은 달랐다(박종은, 2022). 하지만 일에서 즐거움과 긍정적 정서를 경험하는 직무만족(Locke, 1976)의 평균 성장 변화율은 선형변화를 보이며 증가하다 이후에 무변화하는 곡선형 변화를 보였고 변화의 방향에 개인차가 있었다(최희철, 2022). 이처럼 행복, 주관적 안녕, 직무만족의 성장과 관련된 변화궤적의 차이와 관련하여 본 연구와 박종은(2022)의 연구는 행복과 주관적 안녕에 초점을 두었고, 최희철(2022)의 연구는 직무만족에 초점을 맞췄기 때문일 수 있다. 그러나 세 연구에서 공통되게 행복, 주관적 안녕, 직무만족의 초깃값과 변화율에 개인차가 있었다는 결과는 지체장애인 또는 장애인 의 행복 관련 변인의 출발선과 이후의 행복 성장의 변화 방향이 개인마다 다름을 시사한다. 이는 개개인이 삶의 경험이나 환경적 조건이 다르기 때문일 것이다.
둘째, 본 연구에서 선행시점의 장애수용(5차), 자기효능감(5차), 긍정적 대인관계(5차)가 1년 뒤의 장애수용(6차)에 미치는 효과를 통제한 뒤, 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)에서 개인차는 장애수용(6차)을 정적으로 유의하게 예측하였다. 이는 긍정적 정서의 확장-구축이론(Fredrickson, 1998; 2001)에서 긍정적 정서를 경험하는 것이 신체적, 지적, 사회적, 심리적 자원의 축적에 일조한다는 제안을 지지한다. 또한 장애수용이 1년, 2년, 3년 뒤까지의 자존감에 유의한 영향을 미친 선행연구(권충훈, 최희철, 2016; 김영미, 김혜리, 최희철, 2019) 결과와 상반되게 본 연구는 행복(초깃값)과 행복 성장의 변화율의 개인차가 장애수용에 유의한 효과를 보인다는 결과를 제시하였다. 본 연구의 결과는 1차연도에서 6차연도까지 시간이 경과하면서 행복이 지속적으로 증가하는 지체장애인은 무변화 또는 감소하는 지체장애인보다 장애수용을 더 잘한다는 결과를 보여주었다는 측면에서 행복의 긍정적 성장이 장애수용에 이득이 있음을 제안한다. 또한, 행복을 주관적 안녕과 병용하는 관점에서 본다면 비장애인, 지체장애인, 감각장애인 연구(최희철, 김영미, 이미아, 2022)에서 삶의 만족이 높을수록 1년 뒤의 자존감이 높다는 결과, 지체장애인 연구(최희철, 김혜리, 김영미, 2021)에서 삶의 만족이 높을수록 1년 뒤의 장애수용이 높다는 결과와도 일정 부분 일치한다고 볼 수 있다. 즉 행복이 시간이 경과하면서 증진되거나 삶에 만족하는 것은 장애 또는 자기에 대해 긍정적 태도를 취하는 데 도움이 된다는 것을 보여주며, 이 결과들은 행복 수준과 행복성장 또는 삶의 만족이 독립변인으로서도 중요한 역할을 할 수 있음을 제안한다. 그리고 Fredrickson(2001)은 긍정적 정서의 중요한 적응적 목적은 개인이 장래의 도전들을 준비하도 록 돕는 것이라고 하였다. 즉, 본 연구에서 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)이 장애수용(6차)에 영향을 미친 결과는 행복 의 수준이 상대적으로 높은 것, 행복이 시간의 경과에 따라 상승하는 성장이 지체장애인의 주변 사람과 지체장애인 본인의 내면에서 발생하는 장애와 관련된 부정적 비평적 도전(예, 자기비평)을 완화하는 자원이 될 수 있음을 시사한다. 메타분석 연구(Lyubomirsky, King & Diener, 2005)에서 지속적 행복과 자기와 타인에 대한 긍정적 지각의 상관관계가 유의하였 고, 의도적으로 유도된 긍정적 정서는 실험 참가자가 자신을 긍정적 용어로 기술하게 한다는 결과를 제시하였다. 결국, 본 연구는 행복이 시간 경과에 따라 증가하면 지체장애인들이 장애수용을 더 잘한다는 종단적 과정을 보여주었으며, 이는 Lyubomirsky, King & Diener(2005)의 연구에서 행복의 종단 적 성장 과정이 삶에 대한 이득이 있다는 결과를 보여주지 못했던 단점을 보완한 측면에서 의의가 있다.
셋째, 본 연구의 결과는 선행시점의 장애수용(5차), 자기효능감(5차), 긍정적 대인관계(5차)가 1년 뒤의 자기효능감(6차)에 미치는 효과를 통제한 뒤, 행복(초깃값)과 행복 성장의 변화율이 높을수록 자기효능감(6차)이 높다는 결과를 제시하였다. 자기효능감은 과제수행에서 자신의 능력을 믿는 것으로(Bandura, 1997) 능력에 대한 긍정적 자기지각이다. 행복(초깃값)과 행복 성장의 변화율이 높을수록 지체장애인의 자기효능감이 높은 결과는 긍정적 정서 경험이 신체적, 지적, 사회적, 심리적 자원을 축적한다는 긍정적 정서의 확장-구축이론(Fredrickson, 1998; 2001)을 지지한다. 행복과 자기효능감의 관계를 알아본 선행연구들을 메타분석한 연구(Lyubomirsky, King & Diener, 2005)를 살펴보면, 패널조사에 기반한 종단 연구는 없었지만 실험연구에서 실험적으로 유발된 좋은 기분 상태에 놓인 사람들은 그렇지 않은 사람들보다 자기효능감이 더 높았다. 또한, 자기효능감은 장애인 임금 근로자의 일자리 관련 변인들(예, 직무몰입, 일자리 만족도, 장애수용)과 유의한 정적 관계를 보였는데(윤미리, 남예지, 홍세희, 2019), 본 연구는 행복 수준이 높을수록, 시간 경과에 따라 행복 성장(변화율)이 증가할수록 자기효능감이 높다는 결과를 제시하였다. 결국, 이 결과들은 자기효능감의 원천으로 이전의 성공 경험, 대리적 경험, 정서적 각성, 사회적 설득이 중요하다(Bandura, 1997)는 제안을 일면 지지하고 있다. 즉, 행복(초깃값)이 높거나 시간 경과에 따라 행복 성장(변화율)이 증가하는 것은 불안 같은 정서적 각성을 덜 경험하는 것을 의미하는데, 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)이 증가할수록 자기효능감이 높다는 결과는 Bandura(1997)의 제안과 일치한다. Lyubomirsky, King & Diener(2005)는 행복이 일 관련 성취에 선행한다고 하였고, 다른 연구(Bohem & Lyubomirsky, 2008)는 긍정적 정서가 높은 사람이 수입, 직무수행 등에서 더 나은 성취를 한다고 하였다. 이들 결과는 행복과 행복 성장이 성공 경험에 이르게 한다는 사실을 시사한다.
넷째, 선행시점의 장애수용(5차), 자기효능감(6차), 긍정적 대인관계(5차)의 1년 뒤 긍정적 대인관계(6차)에 대한 효과를 통제한 뒤, 행복(초깃값)은 긍정적 대인관계(6차)를 정적으로 유의하게 예측하였으나 행복 성장의 변화율은 긍정적 대인관계(6차)를 유의하게 예측하지 못하였다. 이와 같이 지체장애인 행복(초깃값)이 높을수록 긍정적 대인관계가 높다는 결과는 행복이 사회적 자원의 축적에 도움이 된다는 긍정적 정서의 확장-구축이론(Fredrickson, 1998; 2001)을 지지하며, 행복할수록 만족감이 높은 관계를 유지한다는 Lyubomirsky, King & Diener(2005)의 메타분석 결과와도 일치한다. 신체의 손상 부위나 손상 정도에 따라 다양한 어려움을 겪는 지체장애인에게 가족, 장애인 활동지원사 등 근거리에서 도움을 줄 사회적 지지원은 매우 중요한 역할을 할 수 있다. 그러나 행복의 시간 경과에 따른 증가 즉, 행복 성장의 변화율에 대한 개인차는 긍정적 대인관계를 유의하게 예측하지 못하였다. 행복 성장과 긍정적 대인관계가 유의한 관계를 보이지 않은 것은 지체장애인의 삶의 만족이 1년 뒤의 긍정적 대인관계를 예측한 결과(최희철, 김혜리, 김영미, 2021)와 불일치한다. 그리고 청소년을 대상으로 행복할수록 사회성과 리더십이 좋고, 또래에게 인기가 많다는 결과(구재선, 이아롱, 서은국, 2009)와도 불일치한다. 이 결과들은 장애수용이나 자기효능감과 다르게 긍정적 대인관계에서는 특성 수준의 행복(초깃값)만이 영향을 미치는 변인임을 시사하므로 행복의 변화율과 긍정적 대인관계 간의 관계에 대해서는 향후 지체장애인을 대상으로 한 반복 연구를 통해 본 연구 결과가 지지되는지 다시 확인해볼 필요가 있을 것이다. 뿐만 아니라 청각이나 시각장애인 등 인지적 어려움이 없는 장애인을 대상으로 한 연구도 필요해 보인다. 이러한 후속 연구들에서 지체장애인에게서만 행복 성장의 변화율에 대한 개인차가 긍정적 대인관계를 정적으로 예측하지 못한다면 그 이유에 대한 연구도 이루어져야 할 것이다. 다만, 본 연구에 바탕하면 선행시점의 긍정적 대인관계가 후행시점의 긍정적 대인관계에 대한 효과를 통제하였기 때문에 행복 성장이 긍정적 대인관계를 유의하게 예측하기 어려웠을 것으로 보인다.
이상의 논의를 바탕으로 지체장애인의 행복을 위한 시사점을 제시하면 다음과 같다. 첫째, 사람들은 지금-여기의 행복 향상을 위해 소소하나 확실한 행복(소확행), 휘게(hygge: 편안함, 따뜻함 등)처럼 다양한 활동 전략을 사용한다(김기민, 2018). 이런 전략은 장래의 행복을 위해 지금의 행복을 희생하는 것이 좋다는 통념과 상반되는데(최희철, 김영미, 이미아, 2022), 본 연구에서 행복(초깃값)이 높을수록 이후 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계에 긍정적 효과를 갖는다는 결과는 결국 현재의 행복 향상을 위해 소확행, 휘게와 같은 전략을 사용하는 것이 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계의 향상에 의미 있는 전략이라고 시사한다. 그러나 이러한 전략이 타고난 성향에 바탕한 행복 설정점(Lyubomirsky, Sheldon, Scakade, 2005)을 바꾸기는 어려울 것이며, 설정점에서 어느 정도 범위 내에서 향상되는 변화만을 보이게 할 것이다. 따라서 의미 있는 행복 성장을 위해서 이러한 전략은 지속적, 습관적으로 사용되어야 할 것이다. 또한 사람들은 새로운 환경과 삶의 사건들에 적응하는 쾌락 적응(hedonic adaption) 현상을 보이므로(Lyubomirsky, Sheldon & Schkade, 2005) 환경적 변화에 의한 행복 향상의 지속적 유지는 그 동력을 유지하기는 어려워 보인다. 반면에, 선행연구(Sheldon & Lyubomirsky, 2006)에서 의도적 활동은 환경적 변화나 삶의 사건들이 행복에 대해 갖는 적응 효과에 비해 상대적으로 적응 효과의 영향을 덜 받았다. 즉, 연구 참가자들은 활동-기반 긍정적 변화와 환경 기반 긍정적 변화를 보고하였는데, 시간차를 두고 행복의 변화를 예측하는지 알아본 결과에서 두 경우 모두 첫 번째 시점에서는 행복 향상을 예측하였으나, 두 번째 시점에서는 활동-기반 긍정적 변화만이 행복 향상을 예측하였다. 이는 활동-기반의 긍정적 변화가 상대적으로 더 먼 시점의 행복 향상에 효과를 발휘할 수 있음을 시사한다. 따라서 행복 성장(변화율)의 장애수용, 자기효능감에 대한 본 연구의 긍정적 효과를 고려하면, 활동-기반의 긍정적 변화를 통해 행복 성장(변화율)을 도모하는 것이 더 좋은 전략으로 보인다. 하지만 이런 논의는 지체장애인이 겪는 물리적 장벽 같은 환경에 대한 개선 없이 활동-기반의 긍정적 변화만 추구해야 한다는 의미는 아니기 때문에 환경적 요인의 개선은 지속적으로 수행되어야 할 과제이다. 예를 들어, 많은 발전이 이루어졌다고 하지만 승강기 없는 지하철, 경사로 없는 건물, 경사로가 있어도 휠체어 지체장애인이 스스로 오르기 힘든 높이의 각도, 잡동사니가 적재된 장애인용 화장실 등 여전히 주변에는 많은 지체장애인이 시설을 이용할 수가 없어 사회로 나와 사회적 활동과 여가 활동을 하는 데 어려움을 겪고 있는 실정이다. 따라서 장애 여부에 상관없이 불편을 겪지 않고 지체장애인의 활동 참여를 적극적으로 유도하기 위해서는 모든 건물의 설계 단계부터 보편적 설계의 철학을 반영하는 국가 차원의 엄격한 관리가 필요해 보인다. 이런 노력 끝에 지체장애인의 사회적 활동 참여와 여가 활동 참여가 증가할 수 있고, 그들의 행복이 향상될 가능성이 더욱 높아질 것이다. 무슨 일이나 처음이 중요하다는 의미를 지니는 ‘천릿길도 한걸음부터’라는 속담이 시사하듯 지체장애인이 적극적으로 사회적 활동, 여가 활동에 참여하는 데 첫걸음부터 성공할 수 있도록 물리적, 제도적 난관을 제거하는 노력도 지속적으로 이루어져야 할 것이다.
둘째, 활동-기반의 긍정적 변화가 행복의 향상과 유지에 도움이 된다는 측면에서 지체장애인의 행복 향상을 위해 활동-기반의 다양한 프로그램이 제공될 필요가 있을 것이다. 더욱이 행복(초깃값)의 효과를 통제한 뒤에도 시간 경과에 따른 행복 성장(변화율)이 클수록 장애수용과 자기효능감이 높다는 결과를 고려하면 시간차를 두고 행복 향상의 효과를 오래 지속되게 하는 활동-기반의 긍정적 변화 프로그램이 더욱 중요하게 여겨진다. 하지만, 활동 선택 시 신체기능 손상으로 활동 참여 제한과 같은 불이익을 겪을 수 있는 지체장애인의 어려움을 반영하고, 사람-활동 간의 적합도가 중요하다는 제안(Lyubomirsky, Sheldon & Schkade, 2005)도 고려해야 할 것으로 보인다. 즉, 개인들은 안정성 있게 계속 유지하는 강점, 흥미, 가치, 성향을 소유하므로 행복과 같은 좋은 결과를 얻을 수 있는 활동이 각자 다를 수 있다. 예를 들어, 누군가는 학업 활동에서, 누군가는 여가활동에서 몰입을 경험할 것이므로 사람-활동 간의 적합도를 고려하여 개별화된 맞춤형 활동-기반 프로그램을 제공해야 할 것이다. 일상 재구성법에 의한 한 연구(장재윤, 유경, 서은국, 최인철, 2007)에 의하면, 사람들이 하루 중 가장 많이 하는 활동은 대화, 일하기, 먹기였고, 이들 활동을 하면서 “행복, 유능한/자신 있는, 애정/우호적, 흥미/열중” 등의 긍정적 정서를 부정적 정서보다 더 많이 경험하는 것으로 나타났다. 이는 행복이 멀리 있지 않고 하루 중에도 개인이 선택하는 활동에 따라 경험될 수 있음을 시사한다. 또한 선행연구(김동원, 2017)에서 배드민턴 활동에 참여한 지체장애인은 그렇지 않은 지체장애인보다 행복 지수가 높았고, 규칙적으로 스포츠에 참여하는 지체장애인은 불규칙한 참여자나 비참여 지체장애인보다 더 행복하였다(윤석민, 2017). 한편, 감사일기 작성으로 긍정적 정서를 유발한 개입은 우울을 감소시켰고(D’raven, Moliver & Thomson, 2015), 감사편지 쓰기와 같은 긍정심리활동도 통제집단보다 실험집단의 행복을 증진시켰다(윤성민, 신희천, 2012). Sheldon(2002)도 높은 수준의 목표를 진행하거나 목표를 획득할수록 행복이 증진된다는 결과를 제시하였다. 이렇듯 지체장애인의 행복 향상을 위해 행동적(예, 사교활동 시간 늘리기), 인지적(예, 과거나 미래보다 지금-여기 중심으로 생각하기), 의지적(예, 계획을 세워 지속적으로 실천하기) 활동에 초점을 맞춘 프로그램을 실시할 필요가 있을 것이다. 그리고 사람-활동 간의 적합도를 높이기 위해서는 지역의 장애인복지관이나 평생학습관이 중심이 되어 프로그램을 실행할 때 프로그램 제공자는 지체장애인과의 초기 면담 시에 행복의 원천을 파악할 필요가 있을 것이다. 이를 위해 프로그램 제공자는 행복추구경향 질문지(Peterson, Park & Seligman, 2005) 등을 활용하여 지체장애인 개개인의 행복추구경향(의미추구, 즐거움추구, 몰입추구)을 파악하고 이에 맞는 장･단기 개별화 활동-기반 프로그램 계획(가칭)을 수립하여 제공한다면 행복이 증진될 뿐 아니라 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계의 향상에도 기여할 것으로 기대된다.
본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 기존 연구가 행복을 종속변인으로 간주하였다면 본 연구는 행복의 이득 가설 및 확장-구축이론에 근거하여 행복을 독립변인으로 간주하였다. 둘째, 기존 연구가 행복 수준의 개인차가 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계 등과 같은 변인에 대한 효과를 살폈다면 본 연구는 행복(초깃값)과 행복의 시간경과에 따른 성장(변화율)의 효과도 살폈다. 셋째, 기존 연구가 비장애인, 지적장애인 혹은 장애인 전반에 대한 삶의 만족과 주관적 안녕의 성장을 알아보았다면 본 연구는 지체장애인의 시간 경과에 따른 긍정적 정서로서 행복(초깃값)과 행복 성장(변화율)에 대해 알아보았다. 이와 같은 본 연구의 의의에도 불구하고, 다음과 같은 제한점은 보완될 필요가 있다. 첫째, 본 연구는 행복(초깃값)과 시간 경과에 따른 행복 성장(변화율)에서의 개인차가 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계에 대해 보이는 효과만을 알아보았을 뿐이다. 추후 연구는 종속변인으로 장애수용, 자기효능감, 긍정적 대인관계를 넘어 일 관련 영역에도 효과가 있는지 알아볼 필요가 있다. 둘째, 본 연구는 지체장애인만을 대상으로 하여 그 결과가 다른 장애 유형에 일반화되기 어렵다. 추후 연구는 다른 장애 유형에서 행복과 행복 성장이 자기, 대인관계, 일 영역에 미치는 효과를 알아볼 필요가 있다. 셋째, 행복 증진과 관련해서 긍정적 시각만 존재하지는 않는다. 행복이 더 나은 삶을 찾도록 자극하기보다 사람을 배부른 소처럼 나태하게 만드는 부작용이 있다고 강조한 사람들은 최대다수의 최대행복을 표명한 공리주의 이론에 반대한다(Veenhoven, 1988). 예를 들어, Gruber, Mauss & Tamir (2011)는 행복의 양과 관련하여 너무 높은 긍정적 정서는 모험추구 행동을 억제하고 위험에 주의하는 능력을 방해한다고 하였다. 즉 행복의 어두운 측면에 대한 단순한 제안을 넘어 경험적 연구에 바탕하여 행복이 잘못된 양, 잘못된 시기, 잘못된 방식으로 경험되면 해롭다는 것이다. 따라서 추후 연구에서는 행복의 양, 시기, 경험방식과 관련된 행복의 부작용에 대해서도 알아볼 필요가 있다.
References
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- 투고일Submission Date
- 2023-01-30
- 수정일Revised Date
- 2023-04-21
- 게재확정일Accepted Date
- 2023-05-04
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