ISSN : 2093-5986(Print)
ISSN : 2288-0666(Online)
The Korean Society of Health Service Management
Vol.9 No.3 pp.221-232 20150930
https://doi.org/10.12811/kshsm.2015.9.3.221

장애노인의 사회참여가 일상생활만족도에 미치는 영향: 주관적 건강상태와 자아존중감의 매개효과

고민석,
전주비전대학교 보건행정학과

The Effects of Social Participation on Daily Life Satisfaction in Elderly with Disabilities: Mediating Effect of Self-Rated Health Status and Self-Esteem

Min-Seok Ko,
Department of Public Health Administration, Vision University of Jeonju

Abstract

The purpose of this study was to analyze the relationships among social participation,self-rated health status, self-esteem and daily life satisfaction of the elderly with disabilities. It especially focused on the mediating effects of self-rated health status and self-esteem on the relationship between social participation and daily life satisfaction. Methods : From the fifth panel survey of employment for the disabled, data for 518 elderly over age of 65 were analyzed with SPSS 22.0, SmartPLS 2.0 M3 and the Sobel test. Results : First, social participation of the elderly with disabilities had a positive influence on the self-rated health status and self-esteem. The direct effect of self-rated health status and self-esteem on daily life satisfaction was statistically significant. However, the influence of social participation on daily life satisfaction was not statistically significant. Second, the self-rated health status and self-esteem had a mediating effect on the relationship between social participation and daily life satisfaction. Conclusions : This study shows that it is important to provide an integrated social participation support program that coincides with a variety of social programs to elderly with disabilities.


    I.서론

    ‘장애노인’은 장애를 가진 노인을 의미하며, 장애와 노화를 이중으로 경험하는 인구를 의미한다. 장애노인의 개념은 크게 고령화된 장애(Aging with disability)와 노화과정 장애(Disability with aging)로 구분 할 수 있다[1]. 고령화된 장애인은 선천성 장애 혹은 중도장애로 노인이 되기 전에 장애가 발생하여 현재 노령에 이른 장애인을 의미 하며, 노인성 장애인은 노인이 되어서 장애가 발생 한 사람들을 의미한다[2]. 우리나라의 인구는 점차 고령화되고 있으며, 이러한 현상은 고령으로 인한 장애인구의 증가를 야기하고, 기존 장애인구의 고 령화에도 영향을 미치고 있어 향후 장애노인 인구 규모는 지속적으로 증가할 것으로 전망된다[1]. 실 례로 2011년 기준 우리나라 전체 재가(在家) 장애 인구 중 65세 이상 장애노인이 차지하는 비율은 38.8%이며, 이는 2000년 30.3%에 비해 8.5% 증가 한 수치이다. 이러한 증가율은 전체 인구 중 노인 인구의 증가율과 비교해 보면 2∼3배 높은 수준이 라 할 수 있다[3]. 장애노인은 장애문제와 노인문 제가 복합된 형태로 나타나 이중적인 어려움에 봉 착하는 특징이 있으며, 특히 건강, 가족지원, 고용, 지역사회 참여 등의 쟁점(issue)에 직면하는 집단이다[1].

    사회참여는 일상생활 정도와 사회적 역할 정도를 포괄하는 생활 활동으로 정의되며, 참여의 정도 는 개인적 요인과 환경적 요인의 영향에 따라 달 라진다[4]. 또한 사회참여는 공식적 사회활동뿐만 아니라 비공식적 사회활동을 포함한 개념으로 사 용되고 있다. 즉 단체 및 기관 가입, 일자리 참여 등의 공식적 활동은 물론 친구, 가족 및 친족 간의 관계망과 사회적 상호작용, 종교활동 및 자원봉사, 각종 모임참석 등의 비공식적 상호작용을 의미하는 용어로서 사용되고 있다[5].

    노년기의 사회활동 참여는 여러 가지 의미를 내포하고 있다. 노인에게서 사회참여는 가족관계, 지역사회 활동, 여가생활 등 노년기에 변화되는 다양한 사회환경에 적응하는 능력을 나타내며, 이는 노 인의 신체적, 심리적 상태의 긍정적 개선뿐만 아니 라 나아가 노인의 삶의 질을 향상시키는데 밀접한 연관성을 가진다[6]. 하지만 장애노인은 노화와 장 애를 복합적으로 경험하여 사회적 배제를 경험할 가능성이 높은 집단으로[1], 비장애노인에 비해 적극적인 사회참여에 더 많은 제약이 있을 수 있다.

    우리나라의 노인인구 증가에 대한 관심을 반영하듯 그동안 노인의 사회참여에 대한 연구는 활발 히 진행되어 왔다. 비장애노인을 대상으로 한 다수 의 선행연구에서는 노인들의 사회참여가 건강상태 를 개선하고[6][7][8], 자아존중감 형성에 긍정적인 영향을 미칠 뿐만 아니라[9][10] 생활만족도에도 긍 정적인 영향을 미친다고 보고한 바 있다[6][7][8][9]. 특히 Gweon[6]은 노인의 사회참여가 삶의 만족도 를 증가시키는데 긍정적인 영향을 미치며, 주관적 건강상태가 노인의 사회참여와 삶의 만족도 간의 직접적인 인과관계에서 부분매개역할을 한다고 보 고하였으며, Seo[11]는 노인의 생활체육활동과 생 활만족 간의 관계에서 자아존중감의 매개효과가 통계적으로 유의함을 확인한 바 있다. 장애노인을 대상으로 한 연구에서도 장애노인의 사회참여[4], 건강상태[12], 자아존중감[13], 일상생활만족도에 영 향을 미치는 요인[14] 등에 대한 다양한 연구가 진 행된 바 있다. 하지만 대부분의 선행연구들은 장애 노인의 사회참여가 건강상태, 자아존중감, 일상생 활만족도 등 각각의 변수에 미치는 독립적인 인과 관계를 다룬 것으로, 제 변수 간의 구조적 인과관 계를 통합적으로 설명하는 데는 한계가 있다. 또한 전체 등록 장애인 중 장애노인의 비중이 지속적으 로 증가함에 따라 장애노인에 대한 학술적 연구에 대한 필요성이 증가하고 있음에도 비장애노인이나 다른 생애주기의 장애인에 대한 연구에 비해 상대적으로 미진한 실정이다[12].

    따라서 본 연구에서는 장애노인의 사회참여가주관적 건강상태와 자아존중감, 그리고 일상생활만 족도에 각각 어떠한 영향을 미치는지 파악하고, 장 애노인의 사회참여와 일상생활만족도 간의 직접적 인과관계 속에서 주관적 건강상태와 자아존중감의 매개효과를 검증하고자 한다. 장애노인의 일상생활 만족도에 영향을 미치는 사회참여를 비롯한 제 요 인의 인과관계와 매개관계를 분석함으로써 장애노 인의 일상생활만족도를 향상시킬 수 있는 장애노인 대상의 통합적 복지서비스 제공을 위한 정책 방안 마련에 실증적인 기초자료를 제시할 수 있을 것이다.

    Ⅱ.연구방법

    1.연구모형

    본 연구에서는 장애노인의 사회참여, 주관적 건강상태, 자아존중감, 일상생활만족도 간의 구조적 관계를 살펴보고자 한다. 특히 사회참여와 일상생 활만족도 간의 관계에서 주관적 건강상태와 자아 존중감의 매개효과를 중점적으로 검증하기 위해 다음과 같은 구체적인 연구문제와 연구모형를 설정하였다.

    연구문제 1. 장애노인의 사회참여, 주관적 건강상태, 자아존중감, 일상생활만족도 간의 구조적 관계는 어떠한가?

    연구문제 2. 장애노인의 주관적 건강상태와 자아존중감은 사회참여와 일상생활만족도 간의 관계에서 매개역할을 하는가?

    2.연구대상

    본 연구는 한국장애인고용공단 고용개발원에서조사한 제5차 장애인고용패널조사(Panel Survey of Employment for the Disabled, PSED)의 원자료 (raw data)를 이용하여 분석하였다. 장애인고용패 널조사의 목적은 장애인의 경제활동과 관련된 동 태적 기초통계를 생산하고, 경제활동상태에 영향을 주는 개인적, 환경적 요인을 규명하여 장애인고용 정책 수립 및 평가에 유용한 기초자료를 제공하는 것이다[15]. 본 연구대상은 제5차 장애인고용패널 조사의 조사기간은 2012년 5월부터 7월까지 실시되었으며, 조사에 참여한 총 4,297명 중 65세 이상1) 장애노인 518명의 응답자료를 최종 분석자료로 활용하였다.

    3.연구도구

    본 연구의 측정도구는 제5차 장애인고용패널조사의 원자료를 바탕으로 하여 본 연구모형에 적용가능한 측정변수을 선정하여 활용하였다.

    1)사회참여

    노인에게서 사회참여는 가족관계, 지역사회 활동, 여가활동 등 노년기에 변화되는 다양한 사회환 경에 적응하는 능력을 나타내며[6], 경제적 보상을 위한 활동, 사회적 관계를 유지하기 위한 활동, 여 가를 즐기는 활동, 새로운 정보와 기회를 획득하는 활동까지 모두 포괄할 만큼 다양하다. 본 연구에서 는 장애노인의 사회참여를 장애인고용패널조사의 조사항목을 활용하여 경제활동 여부(1=경제활동, 0=비활동), 일과 중 주로 하는 활동(1=사회참여, 0=기타활동), 여가시간 활용(1=사회참여, 0=기타활 동)의 3개 항목으로 구성하였으며, 합산 점수가 높 을수록 사회참여가 활발함을 의미한다. 특히 일과 (daily work)에서 주로 하는 활동과 여가시간 활용 은 Kim & Jung[16]의 선행연구를 바탕으로 패널 들이 실질적으로 사회참여활동을 하고 있는지 여 부를 기준으로 재코딩하여 파악하였다2). 사회참여 는 측정변수들의 값들이 모여져서 만들어진 형성적 지표(formative indicator)이므로, 내적 일관성과 타당도 등의 검증이 요구되지 않는다[17].

    2)주관적 건강상태

    주관적 건강상태는 건강의 가장 중요한 요소가자기 인지라는 관점을 반영한 것으로, 본인이 지각 하는 주관적인 건강수준을 의미한다[18]. 본 연구 에서는 장애인고용패널조사의 조사항목을 고려하 여 주관적 건강수준과 일상생활만족도 상의 건강 상태에 대한 만족 문항으로 주관적 건강상태를 파 악하였다. 주관적 건강수준에 관한 항목은 4점 리 커트 척도(1=매우 좋지 않다 ~ 4=매우 좋다), 건 강상태에 대한 만족도는 5점 리커트 척도(1=매우 불만족 ~ 5=매우 만족)로 구성되어 있으며, 점수 가 높을수록 주관적 건강상태가 높음을 의미한다. 본 연구에서 최종 활용된 주관적 건강상태의 Cronbach's α는 .703, Community는 .771로 나타나 연구도구로써의 신뢰도가 확보되었음을 확인하였다.

    3)자아존중감

    자아존중감은 자기 가치에 대한 지각된 감각으로 자신을 수용하고 존중하는 것을 의미하며, 자기 지각의 평가적 요소이다[19]. 장애인고용패널조사 에서 사용된 자아존중감 항목은 Rosenberg(1965)가 개발하고, Jeon(1974)이 번안한 Rosenberg Self-Esteem Scales(RSES)의 10가지 항목으로 구성 되었다[20]. 선행연구들에서 8번 문항은 일관성 있 게 자존감 전체 총점과 낮은 상관을 보였으며[19], 장애노인을 대상으로 한 본 연구에서도 8번 문항 의 교정된 문항과 총점의 상관은 -.136으로 역상관 을 보였다. 또한 패널조사 원자료에서의 Cronbach's α는 .773으로 비교적 양호하였으나, Community가 0.4이하인 2문항(4번, 10번)이 존재 하였다. 따라서 본 연구에서는 4번, 8번, 10번을 제 외한 7문항을 활용하였다. RSES는 5점 척도이지만 본 연구의 분석자료로 활용된 패널조사에서는 4점 리커트 척도(1=대체로 그렇지 않다 ~ 4=항상 그 렇다)로 변형하여 사용되었고, 부정적 문항은 역산 하여 처리하여 점수가 높을수록 자아존중감이 높은 것을 의미한다. 본 연구에서 최종 활용된 자아 존중감의 Cronbach's α는 .831, Community는 .51 4~.698로 나타나 연구도구로써의 신뢰도가 확보되었음을 확인하였다.

    4)일상생활만족도

    일상생활만족도는 개인이 일상생활에서 느끼는만족도를 말한다. 장애인고용패널조사 항목에서 일 상생활만족도는 패널에 참여한 장애인의 현재 일 상생활에 대한 만족정도로써 가족관계, 친구관계, 살고 있는 곳, 건강상태, 한 달 수입, 여가활동, 현 재 하는 일, 결혼생활, 전반적 일상생활 만족의 총 9가지 항목으로 구성되었다. 이 중 응답자가 가족 이나 사귀는 친구들이 없다고 응답하는 경우는 가 족관계와 친구관계 항목에 ‘해당없음’으로 표기가 가능하며, 미취업자나 결혼생활을 하지 않는 경우 는 현재 하는 일과 결혼생활 항목에 응답하지 않 을 수 있다[15]. 이에 본 연구에서는 선행연구[21] 및 장애노인의 특성을 고려하여 살고있는 곳, 한 달 수입, 여가활동, 전반적 일상생활 만족의 4문항 을 활용하였다. 각 개별문항은 5점 리커트 척도(1= 매우 불만족 ~ 5=매우 만족)로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 일상생활에서 느끼는 만족도가 높음을 의미한다. 본 연구에서 최종 활용된 일상생활만족도의 Cronbach's α는 .805, Community는 .572~.710으로 나타나 연구도구로써의 신뢰도가 확보되었음을 확인하였다.

    4.분석방법

    본 연구에서는 SPSS 22.0과 PLS분석을 위한 소프트웨어인 SmartPLS 2.0 M3을 사용하였다. 구제적인 분석방법은 다음과 같다.

    첫째, SPSS 22.0을 이용하여 조사대상자의 일반적 특성을 살펴보았다.

    둘째, 각 변인 간의 경로 및 유의성과 설명력을분석하기 위하여 구조모델링 기법인 PLS(Partial Least Squares)를 사용하였다. PLS는 복잡한 인과 모델의 설명력을 잘 나타낼 뿐만 아니라, 변수의 타당성을 측정하는 측정모델(Measurement Model) 과 변수의 경로 및 설명력을 나타내는 구조모델 (Structural Model)을 동시에 측정할 수 있는 도구 로서 조직 및 사회현상을 연구하는데 적합한 도구 이다[22]. 또한 본 연구모형에서 사회참여 변인을 구성하고 있는 하위 측정지표들이 일반적인 구조 방정식의 잠재변수와 측정변수 간의 반영적 관계 (reflective)가 아니라 형성적 관계(formative)이기 때문에[17] PLS(Partial Least Square) 프로그램이 본 연구에 적합한 분석도구라 판단하였다[23].3) PLS 방법론에서는 경로계수의 유의성 검정 및 신 뢰구간 추정을 직접적으로 제공하지 않는다. 따라 서 경로계수의 유의성을 추정하기 위해서는 부트 스트랩(bootstrapping) 기술을 사용하여 평가한다 [22]. 이에 본 연구에서는 PLS분석을 위한 소프트 웨어인 SmartPLS 2.0 M3을 사용하여 bootstrapping을 사용하여 경로분석을 수행함으로써 장애노인의 사회참여, 주관적 건강상태, 자아존중감, 일상생활만족도 간의 구조적 관계를 검증하였다.

    셋째, 장애노인의 사회참여와 일상생활만족도 간의 관계에서 주관적 건강상태와 자아존중감의 매개효과를 검증하기 위하여 Sobel검증을 실시하였다.

    Ⅲ.연구결과

    1.대상자의 일반적 특성

    연구대상의 일반적 특성은 <Table 1>과 같다.성별은 남성이 282명(54.4%)으로 여성 236명 (45.6%)보다 많았다. 연령은 65-69세 254명(49.0%), 70-74세 160명(30.9%), 75세 이상 104명(20.1%) 순 으로 많았다. 교육수준은 초졸 188명(36.3%), 무학 176명(34.0%), 고졸 72명(13.9%), 중졸 70명(13.5%), 대졸 이상 12명(2.3%) 순으로 나타나 대체로 낮은 학력수준을 보였다.

    본 연구는 장애노인을 대상으로 하였기에 장애유형과 장애정도를 살펴보았다. 장애유형은 신체외 부장애 328명(63.3%), 감각장애 149명(28.8%), 신체 내부장애 30명(5.8%), 정신적 장애 11명(2.1%)순으로 많았으며, 장애정도는 경증은 335명(64.7%), 중증은 183명(35.3%)이었다.

    2.측정모형평가

    1)PLS 경로모형의 전체 적합도 검증

    PLS 경로모형의 전체 적합도(Overall ModelFit) 지표로는 Stone-Geisser Q2 test 통계량인 교 차검증된 Redundancy 지표가 있다. 이 지표는 구 조모형의 통계추정량으로서 구조모형의 적합성 (Quality)를 나타내며, 그 값이 양수이어야 한다. 또한 Redundancy 지표는 작은 경우는 0.125이하, 0.25 정도면 중간, 0.375 이상이면 크다고 판단한다 [22]. <Table 2>에 제시한 바와 같이 본 연구모형의 Redundancy 지표는 0.010~0.082로 모두 양수였으며, 0.125 이하로 작은 정도로 나타났다.

    2)신뢰도 및 수렴타당도 검증

    신뢰도와 수렴타당도의 검증결과는 <Table 2>와 같다. 신뢰도의 기준으로 사용되는 평균분산추 출(Average variance extracted: AVE) 값은 주관적 건강상태 0.768, 자아존중감 0.500, 일상생활만족도 0.632로 최소기준치인 0.5이상이고[22], Cronbach's Alpa값도 주관적 건강상태 0.703, 자아존중감 0.831, 일상생활만족도 0.805로 일반적 제안 기준인 0.7 이상을 충족하고 있어 측정도구로서 적절한 신 뢰도를 갖고 있는 것으로 볼 수 있다. 결합신뢰도 (Composite Reliability: CR)를 분석한 결과, 주관 적 건강상태 0.869, 자아존중감 0.874, 일상생활만 족도 0.872로 모두 최소기준인 0.7 이상[24]으로 측정되어 수렴타당도가 확보되었음을 확인하였다. 한편 사회참여는 형성적 관계이므로 내적 일관성과 타당도 등의 검증이 요구되지 않는다[17].

    3)판별타당도 검증

    측정도구의 판별타당도 검증을 위해 AVE제곱근 분석방식과 교차요인 적재량(Cross-loading)분 석을 사용하였다. 우선 AVE제곱근 분석방식에서 는 대각선 축에 표시되는 AVE제곱근 값이 0.5이 상이며, 다른 변수들 간의 상관관계보다 큰지를 검 증하는 것이다[24]. <Table 3>과 같이 각 요인 간 의 상관관계가 가설에서 설정한 바와 동일한 방향 성을 가지며, AVE제곱근이 0.5보다 크고, 다른 변 수들 간의 상관계수 값을 상회하고 있어 각 구성 개념의 판별타당성이 충족되었다고 판단할 수 있다.

    또한 <Table 4>와 같이 교차요인적재량에서도알 수 있듯이 하나의 측정변수는 해당 잠재변수에 대한 로딩이 여타 잠재변수에 대한 로딩보다 높아야 한다는 조건[22]을 모두 만족시키고 있다.

    3.연구모형 분석결과

    1)경로계수의 유의성 검증

    <Table 5>와 <Figure 2>는 PLS분석결과로서 각경로계수와 t-value, 유의성(p-value)을 제시하고 있다. 연구모형의 각 변인들 간의 관계를 살펴보면 먼저 사회참여가 주관적 건강상태에 미치는 영향 은 경로계수 0.327, t=8.777로 p<.001 수준에서 정 (+)의 영향을 미쳤으며(R²=0.107), 자아존중감에 미 치는 영향은 경로계수 0.234, t=6.736으로 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 파악되었 다(R²=0.190). 주관적 건강수준이 자아존중감에 미 치는 영향은 경로계수 0.299, t=7.158로 p<.001 수 준에서 정(+)의 영향을 미쳤으며(R²=0.190), 일상생 활만족도에 미치는 영향은 경로계수 0.254, t=6.061 로 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 파악되었다(R²=0.327). 자아존중감이 일상생활만족 도에 미치는 영향은 경로계수 0.410, t=8.848로 p<.001 수준에서 정(+)의 영향을 미치는 것으로 파악되었다(R²=0.327). 하지만 사회참여는 일상생활만 족도에 통계적으로 유의한 직접적인 영향을 미치지 않았다.

    2)매개효과 검증

    연구모형의 변인들 간의 개별 경로에 대한 매개효과 검증을 위해 Sobel 검증을 실시하였다. 경로 1과 2의 경우 기존 Sobel 공식을 이용하였으며, 경 로 3의 경우는 기존 공식을 확장시킨 것을 참고하 였다. 즉, 경로 1과 2에서 매개효과는 a효과와 b효 과를 곱한 ab로 정의되고, 경로 3에서 매개효과는 a효과, b효과, c효과를 곱한 abc로 정의된다[25].4)

    연구모형의 매개효과 검증결과, 사회참여→주관적 건강상태→일상생활만족도(Z=4.991, p<.001)의 경로 1과 사회참여→자아존중감→일상생활만족도 (Z=5.348, p<.001)의 경로 2에서 매개효과가 유의 한 것으로 확인되었다. 또한 사회참여→주관적 건 강상태→자아존중감→일상생활만족도(Z=4.708, p<.001)의 경로 3도 매개효과가 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다.

    Ⅳ.고찰

    본 연구의 주요내용을 고찰하면 다음과 같다.

    첫째, 장애노인의 사회참여, 주관적 건강상태,자아존중감, 일상생활만족도 간의 구조적 관계를 살펴본 결과, 장애노인의 사회참여는 주관적 건강 상태와 자아존중감에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미쳤다. 이는 비장애노인의 사회참여가 주 관적 건강상태에 긍정적인 영향을 미친다는 Gweon[6], Kim[7], Kang & Lee[8]의 연구결과와 일치하며, 사회참여가 노인의 자아존중감 형성에도 긍정적인 영향을 미친다는 Jung[9], Yang et al.[10] 의 연구결과와도 일치하는 결과로서, 비장애노인과 같이 장애노인에게도 사회참여가 주관적 건강상태 의 개선과 자아존중감 형성에 긍정적인 역할을 하 는 요소임을 보여주는 결과이다. 주관적 건강상태 와 자아존중감은 각각 일상생활만족도에 통계적으 로 유의한 정(+)의 영향을 미쳤다. 이는 장애노인 의 건강상태가 일상생활만족도에 대한 영향을 미 치는 중요한 요인임을 밝인 Kweon & Kim[14] 등 다수의 선행연구들과 일치하는 결과이며, 장애노인 의 자아존중감 또한 일상생활만족에 긍정적인 영 향을 미친다고 보고한 Lee et al.[13]의 연구결과와 도 일치한다. 주관적 건강상태는 자아존중감에도 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미쳤다. 이는 주관적 건강상태가 심리적 요인인 자아존중감에 긍정적인 영향을 미치는 요인임을 의미하는 것으 로, Yang et al.[10]의 연구결과와 일치하는 결과이 다. 하지만 사회참여는 일상생활만족도에 통계적으 로 유의한 직접적인 영향을 미치지는 않았다. 이는 노인들의 사회참여가 일상생활만족에 긍정적인 영 향을 미친다고 보고한 바 있는 비장애노인을 대상 으로 이루어진 다수의 선행연구[6][7][8][9]와 장애 노인을 대상으로 한 선행연구[14] 결과와는 차이를 보였다. 이러한 결과의 차이는 연구대상의 특성과 사회참여에 대한 조작적 정의의 차이에 따른 것으 로 판단된다. 즉 장애노인과 비장애노인의 특성은 각각 다를 수 있으며, 사회참여에 대한 조작적 정 의도 본 연구에서는 경제활동, 사회참여활동(만남, 모임참석), 학습활동, 사회(자원)봉사활동, 종교활동 등을 사회참여로 정의한 반면 Kweon & Kim[14] 의 연구에서는 장애노인의 여가활동 만을 사회참 여로 정의하였기 때문이다. 추후 이에 대한 후속 연구를 통해 보다 면밀히 살펴볼 필요가 있을 것 이다.

    둘째, 사회참여와 장애노인의 일상생활만족도간의 관계에서 주관적 건강상태와 자아존중감이 각각 매개효과를 가지는지를 살펴본 결과, 장애노 인의 사회참여와 일상생활만족도 간의 관계에서 주관적 건강상태와 자아존중감의 매개효과는 각각 통계적으로 유의하였고, 사회참여→주관적 건강상 태→자아존중감→일상생활만족도의 경로에서도 매 개효과가 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 노인의 주관적 건강상태가 사회참 여와 삶의 만족도 간의 직접적인 인과관계에서 부 분매개역할을 하며[6], 노인의 생활체육활동과 생 활만족 간의 관계에서 자아존중감이 매개역할을 한다[11]는 선행연구와 일부 일치하였다. 본 연구 에서 장애노인의 사회참여가 일상생활만족도에 통 계적으로 유의한 직접적인 영향은 없었지만 이들 간의 관계에서 주관적 건강상태와 자아존중감이 통계적으로 유의한 매개효과를 갖는다는 것은 장 애노인의 사회참여를 통하여 건강상태의 개선이나 자아존중감 형성에 대한 긍정적인 효과를 이끌어 냄으로써 일상생활만족도의 향상을 기대할 수 있 음을 의미한다. 따라서 장애노인들의 다양한 사회 활동 참여를 독려하고 지원해야 할 필요가 있다. 또한 장애노인에게 단순한 사회참여 확대만을 강 조하기 보다는 장애노인의 건강수준을 향상시키기 위한 건강개선 프로그램과 자아존중감을 고취할 수 있는 자조(自助) 프로그램 등의 다양한 사회적 프로그램을 연계하여 장애노인을 위한 통합적 사회참여지원프로그램을 설계하고 제공해야 할 것이다.

    본 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 패널데이터를 활용하여 분석하였기에 각 요인들을 충분 히 설명할 수 있는 변수사용에 많은 제약이 있었 다. 둘째, 횡단적 자료에 근거하여 검증하였기에 변인들 간의 인과관계를 추론하는데 있어 제한적 일 수 밖에 없었다. 셋째, 장애노인에 대한 선행연 구가 부족하여 본 연구결과를 충분히 고찰하기에 어려움이 있었다. 향후 연구에서는 보다 다양한 변 인을 포함한 종단연구를 통해 본 연구의 결과를 보완하여 보다 실증적인 결과제시와 심도있는 논의가 필요하다.

    이와 같은 제한점에도 불구하고, 본 연구는 장애문제와 노인문제가 복합된 형태로 나타나 이중 적인 어려움을 겪고 있는 장애노인을 대상으로 사 회참여, 주관적 건강상태, 자아존중감, 일상생활만 족도 간의 구조적 관계를 파악하고, 사회참여와 일상생활만족도 간의 관계에서 주관적 건강상태와 자아존중감의 매개효과를 검증하였다는 점에서 연구의 의의를 찾을 수 있을 것이다.

    Ⅴ.결론

    본 연구는 장애노인의 사회참여, 주관적 건강상태, 자아존중감, 일상생활만족도 간의 구조적 관계 를 파악하고, 특히 사회참여와 일상생활만족도 간 의 관계에서 주관적 건강상태와 자아존중감의 매 개효과를 검증함으로써 장애노인의 일상생활만족 도를 향상시킬 수 있는 통합적 복지서비스 제공을 위한 정책 방안 마련에 실증적인 기초자료를 제시 하고자 시도되었다. 이를 위해 제5차 장애인고용패널조사에 참여한 65세 이상 장애노인 518명의 응답자료를 활용하여 분석하였으며, 주요 결과는 다음과 같다.

    첫째, 장애노인의 사회참여는 주관적 건강상태와 자아존중감에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향 을 미쳤다. 주관적 건강수준은 자아존중감과 일상 생활만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미쳤으며, 자 아존중감 또한 일상생활만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 파악되었다. 하지만 사회참여는 일상생활만족도에 통계적으로 유의한 직접적인 영향을 미치지 않았다.

    둘째, 장애노인의 사회참여와 일상생활만족도간의 관계에서 주관적 건강상태와 자아존중감의 매개효과는 각각 통계적으로 유의하였고, 사회참여 →주관적 건강상태→자아존중감→일상생활만족도 의 경로에서도 매개효과가 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다.

    이상의 연구결과는 장애노인의 사회참여가 건강수준의 개선과 자아존중감 형성은 물론 나아가 일 상생활만족도를 향상시키는 중요한 요인임을 보여 주고 있다. 따라서 장애노인들의 다양한 사회활동 참여를 독려하고 지원해야 할 필요가 있으며, 단순 한 사회참여 확대만을 강조하기 보다는 건강개선 프로그램과 자아존중감 고취를 위한 자조(自助) 프로그램 등의 다양한 사회적 프로그램을 연계하여 장애노인을 위한 통합적 사회참여지원프로그램을 설계하고 제공해야 할 것이다.

    Figure

    128_F1.jpg

    Study model

    128_F2.jpg

    Results of path analysis

    Table

    General characteristics of the study subjects

    Result of reliability analysis

    Correlations within latent variables and square roots of AVE

    [ ] : Square Roots of AVE for each variable SRHS: Self-Rated Health Status; SE: Self-Esteem; DLS: Daily Life Satisfaction

    Cross loadings

    SRHS: Self-Rated Health Status; SE: Self-Esteem; DLS: Daily Life Satisfaction

    Results of path analysis

    *** p<.001
    SP: Social Participation; SRHS: Self Rated Health Status; SE: Self-Esteem; DLS: Daily Life Satisfaction

    Mediating effect of Self-Rated Health Status and Self-Esteem

    *** p<.001
    SP: Social Participation; SRHS: Self-Rated Health Status; SE: Self-Esteem; DLS: Daily Life Satisfaction

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    August 1, 2015
    September 7, 2015
    September 8, 2015
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