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문제 정의
- 따라서 본 연구는 자활사업 참여자의 주관적 건강인식 수준과 정서적 자활의지 간의 관계를 살펴보고, 정서적 자활성과를 높이기 위한 주관적 건강인식 수준 향상과 심리적 지원 방안을 통해 실천적 함의를 도출하는 것을 연구의 목적으로 한다.
- 본 연구는 자활사업 참여자가 인식하는 주관적 건강 수준과 정서적 자활과의 관계를 연구하였다. 원주시 자활사업 참여자를 대상으로 조사한 주요결과들을 정리 하고 결론을 내리면 다음과 같다.
- 본 연구에서는 정서적 자활을 선행연구들에서 사용 된 개념을 종합하여 ‘개인이 갖는 긍정적인 삶의 태도와 일에 대한 생각으로 스스로 빈곤에서 벗어나 자립하고자 하는 심리적인 태도’로 정의하고, 엄태영[32]이 개발한 척도를 중심으로 정서적 자활수준을 살펴보고자 한다.
제안 방법
- 본 연구에서 독립변수는 개인의 주관적 건강인식이다. 주관적 건강 인식은 자활사업 참여자들이 의학적인 소견과는 별도로 개인이 인식하고 있는 건강상태를 측 정하는 것이다.
- 본 연구의 조사도구는 선행 연구를 토대로 작성한 설문지이며, 조사 대상자의 일반적 특성으로 인구사회학적 변인에 관한 문항, 주관적 건강인식 수준에 관한 문항, 그리고 정서적 자활에 관한 문항으로 구성되어 있다. 인구사회학적 특성 변인으로는 성별, 연령, 학력, 결혼형태, 가구원 수, 참여 동기, 참여기간의 7문항으로 구성하였다.
- 본 연구의 조사대상자는 원주시 조건부수급자 중 일반 자활사업 참여자 108명과 취업성공패키지사업 참여자 45명을 대상으로 하였다. 설문지 배부는 2016년 6월 20일부터 7월 6일까지 조사의뢰 및 방문조사를 병행하여 진행하였다. 취업성공패키지사업 참여자는 원주고 용지원센터 담당자에게 사전협조를 요청하여 참여자의 면담일에 설문을 작성하도록 하였으며, 일반 자활사업 참여자는 원주지역자활센터의 동의를 구한 후 조사에 동의하는 참여자들이 직접 설문지를 작성하도록 하는 자기기입 방법으로 응답하게 하였다.
- 본 연구의 조사도구는 선행 연구를 토대로 작성한 설문지이며, 조사 대상자의 일반적 특성으로 인구사회학적 변인에 관한 문항, 주관적 건강인식 수준에 관한 문항, 그리고 정서적 자활에 관한 문항으로 구성되어 있다. 인구사회학적 특성 변인으로는 성별, 연령, 학력, 결혼형태, 가구원 수, 참여 동기, 참여기간의 7문항으로 구성하였다.
- 정서적 자활에 대한 설문은 총 25문항으로 긍정적 삶의 태도 5문항 ①～⑤, 대인관계 3문항 ⑥～⑧, 통제력 4문항 ⑨～⑫, 일에 대한 생각 6문항 ⑬～⑱, 자아상 4 문항 ⑲～㉒, 자립의지 3문항 ㉓～㉕으로 구성하였다. 각 문항은 ‘매우 그렇다’에서 ‘전혀 그렇지 않다’로 평가 하는 Likert식의 5점 척도이며, 점수가 높을수록 정서적 자활 수준이 높은 것을 의미한다.
- 종속변수는 자활사업 참여자의 정서적 자활이다. 정서적 자활 수준을 측정하기 위한 도구로 엄태영[32]이 델파이 조사기법을 활용하여 개발한 정서적 자활 척도를 사용하였다.
- 첫째, 척도의 신뢰도 검증을 의해 Cronbach´s α를 산출하였다.
- 설문지 배부는 2016년 6월 20일부터 7월 6일까지 조사의뢰 및 방문조사를 병행하여 진행하였다. 취업성공패키지사업 참여자는 원주고 용지원센터 담당자에게 사전협조를 요청하여 참여자의 면담일에 설문을 작성하도록 하였으며, 일반 자활사업 참여자는 원주지역자활센터의 동의를 구한 후 조사에 동의하는 참여자들이 직접 설문지를 작성하도록 하는 자기기입 방법으로 응답하게 하였다.
대상 데이터
- 본 연구를 위해 원주시에서 자활사업에 참여하고 있는 조건부수급자 중 고용노동부 취업성공패키지사업 참여자 45명과 보건복지부 자활사업 참여자 108명을 대상으로 설문조사를 실시하였다. 연구대상자의 일반적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하였으며, 그 결과는〔표 2]와 같다.
- 본 연구의 조사대상자는 원주시 조건부수급자 중 일반 자활사업 참여자 108명과 취업성공패키지사업 참여자 45명을 대상으로 하였다. 설문지 배부는 2016년 6월 20일부터 7월 6일까지 조사의뢰 및 방문조사를 병행하여 진행하였다.
- 설문지는 총 153부를 배부하여 136부를 회수하였으며, 그중 응답방법에 오류가 있거나 신뢰도가 떨어지는 설문지 9부를 제외한 127부를 최종분석에 활용하였다.
데이터처리
- 넷째, 주관적 건강 인식에 영향을 미치는 요인을 파악하고자 위계적 회귀분석(Hierarchlcal regression)을 실시하였다.
- 둘째, 자활사업 참여자의 일반적 특성을 파악하기 위해 기술통계의 빈도분석, 평균 및 표준편차, 독립표본 t-검정(Independent sample t-test) 및 일원배치 분산분석(One-way ANOVA)을 실시하였다.
- 셋째, 주요 변수 간 상관관계를 파악하기 위해 피어슨의 상관관계 분석(Pearson’s correlation analysis)을 실시하였다.
- 01로 나타나 자활사업 참여자가 주관적으로 인식하는 건강수준이 높을수록 정서적 자활 하위요인들의 수준도 높아지고 있다는 것을 알 수 있다. 앞서 상관관계 분석을 통해 주관적 건강인 식과 정서적 자활 간의 관계만을 살펴보았지만, 주관적 건강 인식이 정서적 자활에 미치는 실질적인 영향을 파악하기 위해 1단계에서는 주관적 건강인식을 독립변수로 투입하고, 2단계에서는 일반적 특성 중 정서적 자활 의 차이가 유의하게 나왔던 연령, 학력, 가구원 수, 참여 동기, 참여기간을 통제변수로 투입하여 위계적 회귀분석(Hierarchical regression analysis)을 실시하였다.
- 본 연구를 위해 원주시에서 자활사업에 참여하고 있는 조건부수급자 중 고용노동부 취업성공패키지사업 참여자 45명과 보건복지부 자활사업 참여자 108명을 대상으로 설문조사를 실시하였다. 연구대상자의 일반적 특성을 파악하기 위해 빈도분석을 실시하였으며, 그 결과는〔표 2]와 같다.
- 일반적 특성에 따른 자활사업 참여자의 정서적 자활 수준의 차이를 검증하기 위해 독립표본 t-검정 (Independent sample t-test) 및 일원배치분산분석 (One-way ANOVA)을 실시하였다. 그 결과 [표 5]와 같이 정서적 자활은 연령, 학력, 가구원 수, 참여 동기, 참여기간에서 유의한 차이를 보였다(p<.
- 일반적 특성에 따른 자활사업 참여자의 주관적 건강 인식의 차이를 검증하기 위해 독립표본 t-검정 및 일원 배치분산분석을 실시하였다. [표 4]와 같이 주관적 건강 인식 수준에 따른 일반적 특성의 차이를 검증한 결과, 연령과 참여 동기, 참여기간은 p<0.
- 주관적 건강 인식과 정서적 자활 간의 상관관계를 파악하기 위해 피어슨의 상관관계 분석((Pearson’s correalation analysis)을 실시하였다.
- 통계분석을 위해 SPSS 18.0을 활용하였으며, 통계적 검증은 유의수준 α=.05를 기준으로 유의성 여부를 판단하였다.
이론/모형
- 종속변수는 자활사업 참여자의 정서적 자활이다. 정서적 자활 수준을 측정하기 위한 도구로 엄태영[32]이 델파이 조사기법을 활용하여 개발한 정서적 자활 척도를 사용하였다.
성능/효과
- 그 결과 [표 8]과 같이 1단계와 2단계, 3단계 모두 회귀모형은 유의한 것으로 나타났으며(p<0.001), 수정된 R제곱은 각각 .329, .437, .517로 1단계에서 32.9%, 2단 계에서 43.7%, 3단계에서 51.7%의 설명력을 보이는 것으로 판단되었다.
- 둘째, 주관적 건강인식 수준이 정서적 자활에 유의한 정(+)적 상관관계를 보이고 있다(r>0, p<0.01).
- 또한 학력이나 가구원 수, 참여 동기, 참여기간은 정서적 자활에 유의한 정(+)적 영향을 미치고 있으나 연령은 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 현재 연령으로 자활사업 참여를 제한하는 기준이 저소득층에게 안정적인 일자리를 제공함으로써 빈곤에서 탈출하도록 유도하는 근로연계복지정책에 긍정적으로 작용하고 있는 것인가? 에 대한 문제를 제기하는 것으로 검토해야 할 부분임을 지적하고 있다.
- 본 연구의 주요 변수인 주관적 건강인식 수준과 정서적 자활에 대한 기술통계 분석 결과, [표 3]과 같이 주관적 건강인식 수준은 5점 척도로 측정한 결과 평균 2.52로 나타났으며, 정서적 자활수준은 평균 2.86으로 나타났다. 정서적 자활의 구성요소에서는 긍정적 삶의 태도는 평균 2.
- 셋째, 인구사회학적 특성에 따른 정서적 자활수준은 학력, 가구원 수, 참여 동기, 참여기간에서 유의한 정(+)적 영향을 보이고 있으나 연령이나 성별에서는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 연령이 낮을수록 자활 의지와 자활태도가 높게 나타난 나구원[48]의 연구나, 연령이 높을수록 일에 대한 긍정적인 태도로 자활의지가 높게 나타난 김연정[49]과는 차이가 나타났다.
- 연구 결과 29세 이하의 중졸 미만 학력으로, 취·창업 능력 강화를 위해 자활사업 참여기간이 1년 미만인 자활사업 참여자들의 주관적 건강인식 수준이 가장 높게 나타나고 있음을 알 수 있다.
- 86으로 중간점 보다 높게 나타났다. 연구결과 주관적 건강인식 수준(M=3.93)이 가장 높은 29세 이하 집단의 정서적 자활수준(M=2.96)이 60세 이상 집단 다음으로 낮게 나타났다. 이는 주관적으로 건강하다고 인식하는 29세 이하 집단의 자활사업 참여 행위가 자활에 대한 긍정적 기대감보다는 조건이행을 충족하려는 단 순한 의도, 자활사업에 대한 부정적 관점에서 나타나는 결과라고 분석할 수 있다.
- 연구결과 취·창업 동기를 가지고 자활사업에 참여하는 경우 주관적 건강인식과 정서적 자활수준이 높게 나타났다.
- 07로 나타났다. 정규성 가정 충족 여부를 판단하기 위해 왜도(Skewness) 및 첨도 (Kurtosis)를 산출하였는데 모두 2미만으로 나타나 정규성 가정을 충족하는 것으로 판단되었다. 따라서 분산 분석이나 회귀분석과 같은 모수통계를 진행하는데 문제가 없는 것으로 판단되었다.
- 정서적 자활 수준에 유의한 차이를 보이고 있는 연령은 40-49세(M=3.67), 학력은 대졸(M=3.81), 가구원 수는 5인 이상(M=4.22), 참여 동기는 취·창업 능력 강화 (M-3.88), 참여 기간은 1년 이상 3년 미만(M=3.76)에서 가장 높게 나타났으며, 성별이나 결혼형태는 정서적 자활 수준에 유의하지 않다는 것을 알 수 있다.
- 86으로 나타났다. 정서적 자활의 구성요소에서는 긍정적 삶의 태도는 평균 2.87, 대인관계는 평균 2.98, 통제력은 평균 2.60, 일에 대한 생각은 평균 2.73, 자아존중감은 평균 2.91, 자립의지는 평균 3.07로 나타났다. 정규성 가정 충족 여부를 판단하기 위해 왜도(Skewness) 및 첨도 (Kurtosis)를 산출하였는데 모두 2미만으로 나타나 정규성 가정을 충족하는 것으로 판단되었다.
- 첫째, 자활사업 참여자의 주관적 건강인식 수준은 평균 2.52로 낮게 나타나 사회경제적 계층이 낮은 집단의 주관적 건강수준이 낮게 나타난 이정민 외[47]의 연구 결과와 일치한다. 자활사업 참여자의 정서적 자활 수준은 평균 2.
- 특히 긍정적 삶의 태도, 일에 대한 생각, 자립의지의 유의수준은 p<0.001로, 대인관계와 자아존중감의 유의수준은 p<0.01로 나타나 자활사업 참여자가 주관적으로 인식하는 건강수준이 높을수록 정서적 자활 하위요인들의 수준도 높아지고 있다는 것을 알 수 있다.
- 7%의 설명력을 보이는 것으로 판단되었다. 회귀계수의 유의성 검증 결과 주관적 건강인식은 정서적 자활에 유의한 정(+)적 영향을 미치는 것으로 나타나 주관적 건강인식이 높을수록 정서적 자활 수준도 높은 것으로 나타났다.
후속연구
- 마지막으로 본 연구는 원주시에서 자활사업에 참여하고 있는 사람들을 대상으로 연구를 했기 때문에 자활 사업 참여자 전체를 일반화 하는 데는 한계가 있음을 지적하지 않을 수 없다. 따라서 연구 결과의 일반화를 위하여 보다 전국적인 단위로 연구하는 것이 자활사업 참여자의 주관적 건강인식 수준과 정서적 자활의 관계를 이해하는데 효과적일 것이다. 또한 자활사업 참여자들의 정서적 자활과 관련한 연구들은 많이 제시되었지만 참여자 스스로 인식하는 건강 수준을 활용하는 연구들은 거의 찾아볼 수 없었다.
- 마지막으로 본 연구는 원주시에서 자활사업에 참여하고 있는 사람들을 대상으로 연구를 했기 때문에 자활 사업 참여자 전체를 일반화 하는 데는 한계가 있음을 지적하지 않을 수 없다. 따라서 연구 결과의 일반화를 위하여 보다 전국적인 단위로 연구하는 것이 자활사업 참여자의 주관적 건강인식 수준과 정서적 자활의 관계를 이해하는데 효과적일 것이다.
- 이러한 제한점에도 불구하고 주관적 건강인식수준이 정서적 자활에 미치는 영향을 살펴보았다는 점에서 의의를 찾을 수 있다. 자활 사업 참여자의 많은 수가 복지수급을 전제로 한 조건이 행을 목적으로 자활사업에 참여하고 있으므로 향후 자발적 참여 집단과 그렇지 않은 집단 간의 주관적 건강 인식수준과 정서적 자활성과에 대해 비교 연구하는 방안도 바람직할 것으로 사료된다.
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