The Longitudinal Effect between Disability Acceptance and Job Satisfaction of Wage Working Disabled Persons: Adapting the Autoregressive Cross-Lagged Model and Multigroup Analysis

Abstract

In this study, using data from the second wave of Panel Survey of Employment for The Disabled[PESD] (2016) to the sixth year (2021), the longitudinal changes between disability acceptance and job satisfaction of adult wage workers aged 20 or older with disabilities and the correlation An autoregressive cross-lagged model was applied to analyze the causal relationship. As a result of the analysis, first, the disability acceptance and job satisfaction at the previous time point of the disabled workers were stably significant to the disability acceptance(𝛽=.556~.610) and job satisfaction(𝛽=.554~.585) at the later time point. Second, disability acceptance at the previous point in time for wage workers with disabilities crosses the job satisfaction at the later time point(𝛽=.077~.090), and the job satisfaction at the previous point crosses the disability acceptance at the later time point(𝛽=.087~.092). Third, as a result of model fit analysis according to the gender group of wage workers with disabilities, the difference in the autoregressive effect between disability acceptance and job satisfaction and the cross-lagged effect between disability acceptance and job satisfaction according to the passage of time was not significant.

본 연구에서는 장애인고용패널 2차웨이브 1차년도(2016년)부터 6차년도(2021년)까지 데이터를 활용하여 20세 이상 성인 임금 장애근로자의 장애수용과 직무만족도 사이의 종단적 변화양상과 상호적 인과관계를 분석하기 위해 자기회귀교차지연 모형을 적용하였다. 분석결과, 첫째, 장애 임금근로자의 이전 시점의 장애수용과 직무만족도는 각각 이후 시점의 장애수용(𝛽=.556~.610)과 직무만족도(𝛽=.554~.585)에 안정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 둘째, 장애 임금근로자의 이전 시점의 장애수용은 이후 시점의 직무만족도(𝛽=.077~.090)에 그리고 이전 시점의 직무만족도는 이후 시점의 장애수용(𝛽=.087~.092)에 교차지연효과가 유의한 것으로 나타났다. 셋째, 장애 임금근로자의 성별 집단에 따른 모형적합도 분석결과 시간의 흐름에 따른 장애수용과 직무만족도 사이의 자기회귀효과 및 장애수용과 직무만족도 사이의 교차지연효과의 차이가 유의하지 않게 나타났다.

I. Introduction

누구에게나 정신적·육체적 활동으로 얻게 되는 경제적 보상과 더불어 사회참여는 자아실현의 기회로 작용하여 궁극적으로는 사회통합에 기여한다. 그러나 대부분의 장애인은 노동시장의 진입의 어려움과 제한된 직업 선택으로 인해 소외와 고립, 고용차별 등을 비장애인에 비해 더 많이 경험하여 실업과 빈곤상태에서 벗어나기 어렵고 다중적인 사회적 배제 상황에 놓이기 쉽다[1-2].

2021년 우리나라 15세 이상 장애인의 경제활동상태를 성별로 살펴보면, 경제활동참가율은 남성의 47.0%과 비교해 여성은 24.1% 수준이며, 고용률은 남성의 43.8%과 비교해 여성은 22.2%로 두 가지 지표가 남성의 절반 수준에 그치고 있다. 장애의 중경증여부에 따른 차이를 살펴보면, 경증장애인의 경제활동참가율은 43.3%, 고용률은 40.3%와 비교해 중증장애인은 각각 23.8%, 21.8%로 매우 낮게 나타났다.

반면 중증장애인의 실업률은 8.2%로 경증장애인 6.8%에 비교하면 높게 나타났다. 장애인 임금근로자의 최근 3개월 월평균 임금은 189.4만원으로, 전체 인구 임금근로자 월평균 임금 273.4만원의 70.0% 이하 수준이며, 2020년의 71.7%과 비교해도 오히려 임금수준이 낮아진 결과로 장애인의 경제적 어려움이 더해진 상황이다[3]. 이처럼 임금 장애근로자의 낮은 임금과 고용율, 코로나19와 같은 외부환경적 요인 등의 상황에서 일시적으로 직장을 쉴 수 밖에 없거나 장기적인 고용을 유지하기 어렵게 되는 경우가 발생하게 되면 장애인이 일하는 가운에 얻게 되는 자신의 직무에 만족하지 못할 가능성은 높아지게 될 것이다.

직무만족은 근로 장애인의 직무를 수행하는 과정에서 얼마나 잘 적응하고 있는지를 보다 객관적으로 평가할 수 있는 지표로 직장생활을 포함한 한 개인의 생활 전체에 두루 영향을 주게 된다[4-5]. 즉, 직무만족은 조직 차원에서는 고용성과를 질적으로 나타내며, 근로자에게는 직무적응이나 적합상태를 나타낸다. 나아가 직업적 성공과 조직몰입의 질을 주관적으로 측정하여 일자리 특성만으론 알 수 없는 근로자가 갖는 자신의 직무에 대한 주관적 욕구나 특성 및 가치체계를 파악하는 유용한 수단으로 사용하고 있다[2, 6-8].

한편, 상대적 박탈감 이론(relative deprivation theory)에 의하면 장애인은 비교가 되는 비장애 집단의 상황과 자기 자신과의 조건을 비교함으로써 박탈감을 느끼거나 만족을 갖게 된다[9-11]. 또한, 장애를 입기 전의 상태와 장애를 입은 후의 상태를 비교하게 되어 상실감에 빠질 수 있으며 이로 인해 장애수용에 어려움을 겪게 되고 직무를 수행하는 과정에서도 심리적인 만족감도 낮아질 개연성이 높다.

그러나 장애가 발생했을 때 장애인은 처음에는 장애로 인해 충격과 우울감, 더 나아가 장애 그 자체를 거부하는 경험을 하기도 하지만 자신의 장애에 대한 재평가와 재확인을 거쳐 극복 가능한 다양한 대안을 찾아보고 대처해 가면서 장애를 수용하는 과정을 경험한다. 이러한 장애수용은 공식적으로 장애인이라고 판정받는 객관적인 조건 보다 장애을 어떻게 받아들인 지에 대한 주관적 인지 요인이 더 중요하다는 사회인지이론(social learning theory)의 주장에 힘이 더 실어진다[2, 12-13]. 그렇다면 장애인의 장애수용과 직무만족도는 일방향적인 관계성보다는 쌍방향적 관계를 갖고 있음을 유추해 볼 수 있다. 즉 장애수용은 직무 만족도에 영향을 미치고 직무만족도 역시 장애수용에 영향을 미치는 상호인관관계를 설정해 볼 수 있다.

따라서 본 연구는 선행연구에서 특정시점의 횡단적 연구의 한계를 벗어나 20세 이상 성인 장애 임금근로자를 대상으로 장애수용과 직무만족도 사이의 종단적 인관관계를 검증하고자 한다.

구체적인 연구문제는 다음과 같다.

연구문제 1. 임금 근로장애인의 장애수용과 직무만족도는 시간의 흐름에 따라 안정적으로 유지되는가? 또한, 시간의 변화에 따른 장애수용과 직무만족도 변화 양상에 있어 성별 사이에 차이가 존재하는가?

연구문제 2. 임금 근로장애인의 장애수용과 직무만족도 사이의 상호인과관계는 시간의 흐름에 따라 어떻게 나타나는가? 또한, 시간의 변화에 따른 장애수용과 직무만족도의 상호인과관계에 있어 성별 사이에 차이가 존재하는가?

II. Preliminaries

1. Disability acceptance of working disabled persons

장애수용이란 장애로 인하여 발생하게 되는 불편에 대해 인정하고, 자신의 가치를 낮게 평가하지 않으며, 가능한 자신의 장애를 그대로 받아들이는 것을 의미한다[14]. 이렇듯 장애수용은 신체적, 심리적, 정서적 상실에 대한 수용으로 개념화될 수 있으며[15], 장애에 대한 적응과 밀접한 관련을 갖는다[5, 16].

장애인은 장애를 수용함으로써 자신의 장애를 있는 그대로 받아들이는 과정에서 좌절감을 극복하고 긍정적 자아정체감을 형성하며 자아존중감도 높아지고 안정감을 찾아가게 된다[17]. 이와 반면에 장애인이 자신의 장애를 수용하기가 어려울 경우에는 정신적, 심리・정서적, 나아가 사회적 문제까지도 초래하게 된다[18]. 즉, 장애수용이 잘 이루어지면 직장에서 심리정서적으로 안정된 상태에서 직장생활을 유지하고 장애수용과 자아존중감과 같은 변인들은 장애인의 재활과 교육활동에 기여하는 중요한 과업이라고 할 수 있다[19].

나아가 장애수용은 장애인이 소속한 공동체 안에서 다른 구성원들과 사회적 관계를 만들어 나가면서 원만한 직업 생활을 하도록 돕고 자신의 업무에 만족을 느끼며 결국에는 사회통합적인 삶을 유지해 나가는 힘으로 발전할 수 있다는 점에서 중요한 부분이라 할 수 있다[16, 20-22].

2. Job satisfaction of working disabled persons

직무만족은 개인이 자신의 직무와 연관된 경험을 평가해서 얻게 되는 직무에 관한 긍정적이고 우호적인 감정상태를 가리키며[23-24], 이러한 정서적 반응은 주관적인 특성을 가지며, 언어나 행위로 표출되어 관찰하기 어렵고, 업무에 대한 역량강화를 높여 혁신적인 실천행동과 같은 조직의 유효성을 높이는 특성이 있다[2].

특히, 장애인 근로자의 경우, 직장생활에서 근로자로서 갖는 정당한 보상체계 마련 등의 보편적 욕구과 동시에 장애특성에 적합한 직무환경 지원 등의 특수한 성격을 지니고 있어 직무만족을 구성하는 요인은 더욱 다차원적인 성격을 가지게 된다.

이러한 장애인 근로자의 직무만족은 장애인의 사회참여와 통합 측면에서 다른 영역과의 관계 개선을 가능하게 하고, 삶의 질을 긍정적으로 변화시킬 수 있다는 점에서 주목할 필요가 있다[4, 25]. 이렇듯 장애여부와 상관없이 근로자는 직무수행과 관련 있는 여러 상황에서 조직구성원, 제도 및 환경 등에 대한 직무가치를 긍정적으로 인식할수록 직무에 만족하여 유쾌한 감정상태를 유지하게 한다[26].

한편, 선행연구에서는 장애인 근로자의 직무만족 연구를 통해 작업환경보다 개인의 성취동기나 자기 확신, 자아 존중감 등 내적인 요인이 직무 만족에 더 향을 미칠 수 있음을 지적하고 있고[27-28], 장애수용과 자아효능감 등의 사회정서적 요인의 높을수록 직무만족 뿐만 아니라 전반적인 삶의 만족을 높일 수 있다는 주장이 있다[11, 17, 29-30].

3. The relationship between disability acceptance and job satisfaction

장애수용과 직무만족 간의 관계를 다룬 여러 선행 연구들을 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 우선, 장애수용이 직무만족에 영향을 미치는 연구[25, 29-33]가 다수 있다. 이들 연구에 의하면, 근로 장애인의 장애수용도가 직무만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다.

장애 근로자의 장애수용 정도가 직무만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타난 결과는 자신의 장애를 어떻게 수용하느냐에 따라 정서와 행동에 있어서 차이가 나타나게 되고[34], 장애수용 정도가 직무만족도를 증진하는데 있어서 중요한 선행변인으로 영향을 미치고 있음을 알 수 있다.

그러나, 국내의 선행연구들에서는 장애수용과 직무만족도 사이의 일방적 관계를 밝히는데 초점을 두고 있어 이들 두 변인간의 상호인과성에 주목한 연구도 제한적일 뿐만 아니라 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도에 대한 종단연구도 제한적이다. 특정 시점에서 성별에 따른 장애 임금근로자의 직무만족도 영향 요인에 대한 선행연구[1, 5]에서 남성의 직무만족도에 대한 정(+)적인 영향을 분석한 연구는 있지만, 남녀 집단별 장애수용과 직무만족도가 시간의 흐름에 따라 변화의 양상이 차이가 나는지에 대한 분석도 존재하고 있지 않는 실정이다.

따라서 본 연구는 기존의 횡단적 접근방법을 넘어서 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도 사이의 종단적 상호인관관계를 검증하고자 한다.

III. Results of the study

1. Analysis data

본 연구에서는 한국장애인고용공단 고용개발원이 제공하고 있는 장애인고용패널조사(Panel Survey of Employment for the persons with Disabilities: PESD)의 2차웨이브 1차년도(2016년)부터 6차년도(2021년)까지 총 6년간의 종단자료를 활용하였다.

2차웨이브에서 사용한 표집틀은 보건복지부의 등록장애인 명부(2015년 12월 31일 기준)이며, 표본배분 및 추출은 지역, 장애유형, 연령, 경제활동상태 등을 고려한 다차원적 방법을 적용하였고, 읍면동의 추출 수를 조절함과 더불어 장애유형 및 장애등급별 적절한 표본을 추출하기 위해 이상추출(two phase sampling)을 활용하였다. 최종적으로 4,577명의 패널이 구축되어 1차 조사(2016년)에 참여하였다[35].

본 연구에서는 연구문제 검증을 위해 2차웨이브 1차년도부터 6차년도까지 모두 응답한 1,028명 중 20세 이상 성인인 1,025명을 분석대상으로 하였다.

2. Research model

본 연구에서는 임금근로 장애인의 장애수용과 직무만족도 사이의 종단적 상호인과관계를 검증하기 위해 Fig. 1.과 같은 분석모형을 설정하였다.

Fig. 1. Research model

3. Measuring tool

3.1 Wage Workers of disabilities

본 연구에서는 임금근로 장애인이란 현재 주업의 종사장 지위가 상용근로자, 임시근로자, 일용근로자인 경우에 해당되며 1차년도 이후부터 지속적으로 조사하고 있다.

3.2 Disabilities acceptance

장애수용이란 장애로 인해 자신이 가치절하된다고 생각하지 않으며 자신의 장애를 단지 불편함이나 제한을 주는 것으로 인정하고 받아들이는 것을 말한다. 장애수용을 측정하기 위해 장애수용척도(Disability Acceptance Scale; DAS)[36] 9문항과 자아수용검사의 장애극복요인[37-38] 3문항, 총 12개 문항을 사용하였고, 각 문항은 5점 Likert 척도이며, 점수가 높을수록 장애수용이 잘 이루어지는 것으로 해석한다.

본 연구에서는 확인적 요인분석을 통해 요인부하량(β<.05)이 낮은 4문항을 제거하였으며, 장애수용 1요인 (Da1_1, Da2_1, Da3_1, Da4_1, Da5_1, Da6_1)은 5문항(Da_1∼Da_5), 장애수용 2요인(Da1_2, Da2_2, Da3_2, Da4_2, Da5_2, Da6_2)은 3문항(Da_6∼Da_8) 총 8문항을 장애수용을 측정하는 지표로 사용하였다 (Table 1. 참조). 장애수용을 측정하는 8문항의 신뢰도는 1차조사부터 6차조사까지 걸쳐 Cronbach α는 0.864~0.893의 범위를 보였다.

Table 1. Description of the main scale

3.3 Job satisfaction

직무만족도란 현재 하고 있는 일에 대한 보람과 즐거움을 갖으며 열정을 쏟으며 계속적으로 일하며 만족하는 상태를 의미한다. 직무만족도를 측정하기 위해 직무만족지표 (Job Satisfaction Index, JSI)[39]를 노동패널조사에서 선별하여 사용한 주업무 특성만족 척도[40]를 사용하였다. 본 연구에 사용된 척도는 원척도의 5개 문항에 더해 ‘주업무에 대한 전반적 만족도’ 1문항을 포함한 총 6문항을 사용하였고, 각 문항은 5점 Likert 척도이며, 점수가 높을수록 직무만족도가 높다고 해석할 수 있다.

본 연구에서는 확인적 요인분석을 통해 요인부하량 (β>.05)이 모두 수용 가능한 문항으로 구성되었으며, 직무만족도 1요인(Js1_1, Js2_1, Js3_1, Js4_1, Js5_1, Js6_1)은 3문항(Js_1∼Js_3), 직무만족도 2요인(Js1_2, Js2_2, Js3_2, Js4_2, Js5_2, Js6_2,)은 3문항(Js_4∼Js_6) 총 6문항을 직무만족도를 측정하는 지표로 사용하였다. 직무만족도를 측정하는 6문항의 신뢰도는 1차조사부터 6차조사까지 걸쳐 Cronbach α는 0.877~0.931의 범위를 보였다(Table 1. 참조).

장애수용과 직무만족도의 측정변수에 대한 정의를 다음의 Table 1.에 정리하였다.

4. Data analysis method and evaluate model fit

본 연구에서 사용한 장애인고용패널조사(PESD) 2차웨이브 1차년도(2016년)부터 6차년도(2021년)까지 데이터를 분석하기 위해 SPSS 22.0과 AMOS 25.0을 활용하였다. 우선, 연구대상자의 사회인구학적 특성을 파악하기 위해 빈도분석, PESD 1차∼6차 데이터에 대한 분포의 정규성 가정을 충족되는지 확인하기 위해 왜도(skewness)와 첨도 (kurtosis)를 분석하였다.

다음으로 장애수용과 직무만족도 변인의 신뢰도 분석, 상관관계 분석, 확인적 요인분석 등을 실시하였다. 그 다음으로 결측값(0.2%∼6.4%)은 EM대체법를 사용하고 이상치를 검증하여 분석에 사용하였다. 최대우도추정(FIML) 방식을 적용하여 Ｘ² 검증 및 Ｘ² 차이검증, df 차이검증, CFI 차이검증을 실시하여 단계별 모형 비교를 수행하였다.

모형의 적합도 검증을 위해 다음과 같이 GFI, TLI, CFI, RMESA를 함께 확인하였다.

모형이 적합하기 위해서는 Ｘ²값이 통계적인 수준에서 유의하지 않아야 하며, RMSEA의 경우 좋은 적합도(close fit)는 .05 이하일 때, 괜찮은 적합도(reasonablefit)는 .08 이하일 때, 보통 적합도(mediocre fit)는 .10 이하일 때 해당한다[41]. TLI와 CFI의 경우 .90 이상이면 좋은 적합도로 해석할 수 있다[42].

모형비교에 있어서는 ΔＸ²의 p값이 .05 이하면 두 모형간 유의한 차이가 있는 것으로 해석하였다[43]. 적합도 지수에 있어서는 RMSEA의 값이 .015 이상 커지는 경우[44], TLI의 값이 .02 이상 작아지는 경우[45], CFI가 .01 이상 작아지는 경우[46], 모형 적합도 지수가 통계적으로 유의하게 나빠졌다고 해석하였다[47].

IV. Results of the study

1. Sociodemographic characteristics

본 연구대상자의 일반적 특성은 Table 2.와 같다. 임금근로장애인 1,025명 중 남성은 817명(79.7%), 여성은 208 명(20.3%)이었다. 연구대상자의 평균연령은 41.55세 (s.d.=9.894)이었으며, 교육수준은 중학교 졸업이하 142명 (13.9%), 고등학교 졸업 465명(45.4%), 전문대학 졸업이상 418명(40.8%)이었다. 장애유형은 신체외부장애 677명 (66.0%), 감각장애 232명(22.6%), 정신적장애 68명(6.6%), 신체내부장애 48명(4.7%)으로 분석되었다. 장애정도는 경증 837명(81.7%), 중증 188명(18.3%)이며 고용지위는 비정규직 522명(50.9%), 정규직 503명(49.1%)로 나타났다.

Table 2. General characteristics

2. Descriptive statistics and correlation analysis

기술통계 분석결과는 Table 3.에 제시하였다. 첫째, 장애수용(5점 만점)은 1차년도 평균 3.3971, 6차년도 3.2907로 점차 증가하다 감소하는 추세를 보였다. 둘째, 직무만족도(5점 만점)는 1차년도 평균 3.3167, 6차년도 3.7069로 점차 증가하는 추세를 보였다. 셋째, 장애수용과 직무만족도 평균값은 모두 중간이상으로 분석되었다. 또한, 측정변인들의 왜도는 -.138∼-.727, 첨도는 -.010∼1.111의 분포를 보여 정규성 기준인 각각의 절대값(왜도 ±2.0, 첨도 ±7.0)을 초과하지 않아 정규성을 확보하였다[48].

Table 3. Descriptive statistics analysis

둘째, 측정변인 간의 상관관계 분석결과는 Table 4.에 제시하였다. 1차년도부터 6차년까지의 장애수용(Dis accep_1∼Dis accep_6)과 1차년도부터 6차년까지의 직무만족도(Job sat_1∼Job sat_6) 사이에는 유의미한 정(+)적인 상관관계(r=.141∼r=.352, p<.01)가 확인되어, 이 둘 변수 사이에 상호인과관계가 있을 가능성이 높다는 점을 시사한다.

Table 4. Correlation

**p<.01

3. Confirmatory factor analysis and validation test

본 연구의 연구모형에 포함된 1차년도부터 6차년도까지의 잠재변인인 장애수용과 직무만족도 변인들을 투입하여 확인적 요인분석(CFA: Confirmatory Factor Analysis)을 검증한 결과, 측정모형을 통해 재생된 자료와 실제 모집단 자료 간에 유의한 차이가 없을 것이라는 영가설은 기각되었다(χ²=287.191, df=53, p<.001).

그런데 Χ² 차이검증은 표본의 크기가 클수록 작은 차이에도 영가설을 기각할 가능성이 높다. 이에 다른 적합도 지수들을 분석한 결과 측정모형의 타당성을 확인하였다 (Table 5. 참조). 측정모형의 적합도는 RMR=.015, GFI=.953, TLI=.915, CFI=.932, RMSEA=.066로 확인되어 본 연구에 대한 확인적 요인분석 지수 모두는 통계학적 기준에 적합한 것으로 판단하였다.

Table 5. Confirmatory factor analysis result of the final model

한편, 측정변수들이 해당 요인들에 대한 대표성을 갖는지를 분석하기 위해 구성개념 신뢰도(CR: Construct Reliability)와 평균분산추출(AVE: Average Variance Extracted) 지수를 계산하였다(Table 6. 참조). 분석결과 2가지 요인에 대한 CR값의 일반적인 기준치인 .70보다 높게 나타났고, AVE값은 기준치인 .50보다 모두 높게 나타나 집중타당성이 확보된 것으로 검증되었다[49]. 또한, 95% 신뢰구간에서 [2]식에 대입하면, (.578±2×.007=.592∼.564)으로 1을 포함하고 있지 않아 판별타당도가 있는 것으로 나타났다(Table.7 참조).

Table 6. The results of construct reliability verification

***p<.001

Table 7. The results of discriminant validity of the final model

***p<.001

4. Test results of auto-regressive cross-lagged model of disability acceptance and job satisfaction

4.1 Stability verification over time of the model

본 연구에서는 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도 사이의 각 측정요인의 시간흐름에 따른 상호인과성을 검증하기 위해 자기회귀교차지연 모형을 적용하여 분석하였다. 최적의 모형을 찾기 위해 8개의 경쟁모형을 비교하였다(Table 8. 참조) 구체적으로 모형은 모두 8단계로 나누어 분석을 실시하였다.

Table 8. Analysis result of autoregressive cross-lagged model

***p<.001

model 1: 기본모형([Fig. 1]의 연구모형에 어떤 제약도 하지 않은 모형)

model 2: model 1에 추가하여 장애수용(Dis accep_1∼Dis accep_6)의 측정변인들의 요인적재치(a1)를 각 시점별로 동일화 제약을 가한 모형

model 3: model 2에 추가하여 직무만족도(Job sat_1∼Job sat_6)의 측정변인들의 요인적재치(b1)를 각 시점별로 동일화 제약을 가한 모형

model 4: model 3에 추가하여 장애수용(Dis accep_1∼Dis accep_6)의 자기회귀계수(A)에 동일화 제약을 가한 모형

model 5: model 4에 추가하여 직무만족도(Job sat_1∼Job sat_6)의 자기회귀계수(B)에 동일화 제약을 가한 모형

model 6: model 5에 추가하여 장애수용(Dis accep_1∼Dis accep_6)에서 직무만족도(Job sat_1∼Job sat_6)로 가는 자기회귀교차계수(C)에 동일화 제약을 가한 모형

model 7: model 6에 추가하여 직무만족도(Job sat_1∼Job sat_6)에서 장애수용(Dis accep_1∼Dis accep_6)으로 가는 자기회귀교차계수(D)에 동일화 제약을 가한 모형

model 8: model 7에 추가하여 직무만족도(Job sat_1∼Job sat_6)와 장애수용(Dis accep_1∼Dis accep_6) 사이의 오차공분산(E)에 동일화 제약을 가한 모형

우선 8개의 모형 가운데 최적의 모형을 평가하기 위한 방법으로 X² 차이검증을 이용하는 방법과 적합도 지수를 이용하는 방법이 있지만, 앞서 확인적 요인분석에서도 언급한 바와 같이 X² 차이검증은 표본크기에 민감하고 모형이 쉽게 기각되는 경향이 있어 일관성 있는 평가의 어려움이 있다. 다음으로 본 연구에서는 모형1부터 모형8까지 순차적으로 두 개의 모형씩 X² 차이검증, GFI, TLI, CFI, RMSEA 값을 사용하여 모형 비교를 수행하였다.

본 연구에서는 특정 모형의 적합도 지수 중 TLI 값이 비교모형 보다 증가하였거나 변화가 없거나 혹은 감소량이 0.02보다 작은 경우, CFI 값이 증가하였거나 변화가 없거나 혹은 감소량이 0.01보다 작은 경우, 그리고 RMSEA 값이 감소하였거나 변화가 없거나 혹은 증가량이 0.015보다 작은 경우에는 각각 모형 간의 동일성 가정이 충족된다고 해석하였다[50-51]. 이에 근거하여 모형의 적합도를 분석하기 위해 측정동일성, 경로동일성, 오차공분산 동일성을 확인하는 절차를 거쳤다.

첫째, 시간의 경과에 따른 측정동일성 확인을 위해 model 1부터 model 3까지를 순차적으로 비교하였다. 기본모형인 model 1과 model 2와의 X² 차이검증 결과를 살펴보면 통계적으로 유의하게 나타났지만(∆X²(∆df)=16.420(5), p<.05), CFI값 차이는 .01를 초과하지 않아 측정동일성이 충족되었다. model 2와 model 3과의 X² 차이검증 결과를 살펴보면 통계적으로 유의하게 나타났지만(∆X²(∆df)=54.712(5), p<.05), CFI값 차이는 .01를 초과하지 않아 측정동일성이 충족되었다. 따라서 시간의 흐름에 따른 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도의 측정변인은 측정동일성을 확보하였다고 할 수 있다.

둘째, 시간의 경과에 따른 경로동일성 확인을 위해 model 4부터 model 7까지를 순차적으로 비교하였다. 우선 자기회귀계수의 경로동일성부터 살펴보면, model 3과 장애수용의 자기회귀계수에 시간의 흐름에 따른 동일한 제약을 가한 model 4와의 X² 차이검증 결과를 살펴보면 통계적으로 유의하게 나타났지만(∆X²(∆df)=48.487(4),p<.05), CFI값 차이가 .01보다 낮게 나타났다. model 4와 직무만족도의 자기회귀계수에 시간의 흐름에 따른 동일한 제약을 가한 model 5와의 X² 차이검증 결과를 살펴보면 통계적으로 유의하게 나타났지만(∆X²(∆df)=69.568(4), p<.05), CFI값 차이가 .01보다 낮게 나타났다. 따라서 자기회귀계수의 경로동일성이 충족되었다고 할 수 있다. 다음으로 교차지연계수에 대한 경로동일성을 살펴보면, model 5와 장애수용의 교차지연계수에 시간의 흐름에 따른 동일한 제약을 가한 model 6과의 X² 차이검증 결과를 살펴보면 통계적으로 유의하지 않고(∆X²(∆df)=9.271(4), p>.05), CFI값 차이가 .01보다 낮게 나타났다. model 6과 직무만족도의 교차지연계수에 시간의 흐름에 따른 동일한 제약을 가한 model 7과의 X² 차이검증 결과를 살펴보면 통계적으로 유의하지 않고(∆X²(∆df)=5.704(4), p>.05), CFI값 차이가 .01보다 낮게 나타나 교차지연계수의 경로 동일성이 검증되었다고 할 수 있다.

셋째, model 7부터 model 8까지의 비교를 통해 오차 공분산 동일성을 검증하였다. model 7과 장애수용과 직무만족도 사이의 오차공분산을 동일하게 제약한 model 8의 X² 차이검증 결과를 살펴보면 통계적으로 유의하지 않고 (∆X²(∆df)=5.439(4), p>.05), CFI값 차이가 .01보다 낮게 나타나 오차공분산이 검증되었다고 할 수 있다.

따라서 최종모형으로 model 8을 선정하여 분석을 진행하였다. 최종모형은 RMR=.036, GFI=.939, TLI=.946, CFI=.955, RMSEA=.052로 나타나 적합도가 좋은 수준으로 평가되었다.

4.2 Structural coefficient estimation

최종 모형의 구조모형 추정치는 Table 9., Fig. 2.와 같다. 장애 임금로자의 장애수용과 직무만족도 변인은 시간의 흐름에 따라 비교적 높은 안정적인 것으로 나타났다.

즉, 이전 시점의 장애수용은 이후 시점의 장애수용에 미치는 영향(β=.556∼.610)이 유의미하게 나타났다.

Table 9. Structural model estimate of the final research model

***p<.001

Fig. 2. Path diagram of the final research model​​​​​​​

또한, 이전 시점의 직무만족도는 이후 시점의 직무만족도에 미치는 영향(β=.554∼.585)도 유의미하게 나타났다.

이전 시점의 장애수용과 이후 시점의 직무만족도에 미치는 영향과 이전 시점의 직무만족도와 이후 시점의 장애 수용 변인은 시간의 흐름에 따른 교차지연효과는 상대적으로 낮은 안정성을 나타냈다. 즉, 이전 시점의 장애수용은 이후 시점의 직무만족도에 미치는 영향(β=.077∼.090)은 유의미하게 나타났다. 또한, 이전 시점의 직무만족도는 이후 시점의 장애수용에 미치는 영향(β=.087∼.092)도 유의미하게 나타났다.

이상의 결과를 종합하면, 장애수용이 높을수록 직무만족도에 긍정적인 영향을 미치며, 직무만족도가 높을수록 장애수용에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 의미한다. 즉, 이전 시점의 장애수용과 직무만족도 사이의 상관을 통제한 후에도 이전 시점의 장애수용은 이후 시점의 직무만족도에 긍정적인 영향을 미치고, 동시에 이전 시점의 직무만족도는 이후 시점의 장애수용에 긍정적인 영향을 미치고 있음이 확인되어 장애수용과 직무만족도의 종단적 상호인과관계가 존재함이 검증되었다.

5. Multi-group analysis results of auto-regressive cross-lagged model between disability acceptance and job satisfaction

앞서 살펴본 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도 사이의 최종 자기회귀교차지연모형(model 8)에 대한 다집단 분석을 통해 자기회귀계수와 교차지연계수의 추정값(구조계수)이 남녀에 따라 유의한 차이가 보이는지를 검증하고자 한다. 이를 위해 형태동일성, 측정 동일성, 구조(경로계수), 오차공분산 동일성의 순서에 따라 분석하였다. 첫째, 형태동일성은 최종 모형인 모형8이 장애 임금근로자 남녀에게 동일하게 적용될 수 있는지를 확인하기 위함이다. Table 10.에 제시된 바와 같이 남녀 집단 모두에서 TLI(male=.945, female=.947), CFI(male=.955, female=.955), RMSEA(male=.052, female=.036)의 모형 적합도 지수가 좋은 수준으로 나타났다. 따라서 남녀 집단 모두에서 형태동일성이 성립되었음을 확인하였다. 구체적으로 모형은 모두 8단계로 나누어 분석을 실시하였다. 우선 modelⅠ의 경우, 남녀 집단 모두을 동시에 분석하지만 동일화 제약도 가하지 않은 모형으로 기본모형에 해당한다.

Table 10. The results of configural invariance verification​​​​​​​

둘째, 남녀 집단 모두에서 형태동일성이 충족되었기 때문에 다음 단계로 측정동일성(metric invariance), 구조 동일성(structural invariance), 오차공분산 동일성(error covariance invariance)의 가정을 순서대로 검증하였다. 이 단계에서 실시하고자 하는 측정동일성과 구조동일성 그리고 오차공분산 동일성은 집단에 따른 각각의 동일성 가정을 의미하는 것으로 앞서 확인한 시간에 따른 일련의 가정의 동일성과는 다른 의미이다[52].

modelⅡ와 modelⅢ은 장애수용과 직무만족도의 측정 변인이 남녀 집단 사이를 동일하게 측정되었는가를 확인하는 측정동일성 모형이다. modelⅣ와 modelⅤ는 자기회귀계수가 남녀 집단 사이를 동일하게 측정되었는가를 확인하는 구조동일성 모형이다. modelⅥ과 modelⅦ은 교차 회귀계수가 남녀 집단 사이를 동일하게 측정되었는가를 확인하는 구조동일성 모형이다. 마지막으로 modelⅧ은 오차공분산이 남녀 집단 사이를 동일하게 측정되었는가를 검증하기 위한 모형이다. 동일성 제약을 해도 적합도 지수가 비교모형에 비해 유의하게 나빠지지 않으면 집단 간 동일성이 충족되는 것으로 간주하였다[47]. 이에 8개 모형을 차례로 비교하여 적합도 지수를 비교분석한 결과, 동일화 제약 후에도 각 모형들의 적합도가 통계적으로 유의한 수준에서 차이를 보이지 않게 나타났다. 따라서 본 연구에서는 가장 많은 동일화 제약이 가해진 간명한 모형인 model Ⅷ을 최종모형으로 선택하였다. 최종모형에 따른 남녀 집단별 경로계수 추정치 및 경로도는 Table 11.과 Fig. 3.에 제시하였다.

Table 11. Results of verification of the relationship between disability acceptance and job satisfaction according to gender

***p<.001

Fig. 3. Path diagram of the final research model according to gender​​​​​​​

장애 임근근로자의 장애수용과 직무만족도의 자기회귀 효과는 남녀 집단별 차이없이 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이는 남녀 집단과 상관없이 이전 시점의 장애수용 및 직무만족도는 이후 시점의 장애수용 및 직무만족도에 지속적인 영향을 미치며, 이에 대한 정도는 장애수용(β=.523~.634, p<.001)과 직무만족도(β=.552~.618, p<.001) 사이에 큰 차이가 나타나지 않았다.

다음으로 장애수용과 직무만족도에 대한 교차지연효과를 살펴본 결과, 남녀 집단 모두에서 이전 시점의 장애수용 및 직무만족도는 이후 시점의 장애수용 및 직무만족도에 유의한 상호인과적 영향을 미치는 것으로 분석되었다.

V. Discussion and Conclusion

본 연구는 장애인고용패널 2차웨이브 1차년도(2016년)부터 6차년도(2021년)까지 데이터를 활용하여 20세 이상 성인 임금 장애근로자의 장애수용과 직무만족도 사이의 종단적 변화양상과 상호적 인과관계를 분석하기 위해 자기회귀교차지연 모형을 적용하였다. 모형의 검증결과를 바탕으로 다음과 같은 결론을 도출하였다.

첫째, 연구문제 1에서 제기된 두 가지 문제 중 하나인 “임금 근로장애인의 장애수용과 직무만족도는 시간의 흐름에 따라 안정적으로 유지되는가?”에 대한 검증결과, 이전 시점의 장애수용과 직무만족도는 각각 이후 시점의 장애수용과 직무만족도에 정(+)적인 방향으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 선행연구에서 특정시점의 횡단적 자료를 활용하여 일시적 현상으로 설명하는 한계를 넘어 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도가 시간의 경과에 따라 안정적으로 유지된다는 것을 뒷받침하고 있다. 영향력의 크기인 자기회귀계수도 장애수용(β=.556∼.610), 직무만족도(β=.554∼.585) 모두 높은 수준으로 확인되어, 초기에 형성된 장애수용과 직무만족도 수준이 안정적으로 유지될 가능성이 크다는 점을 시사하고 있다. 다만, 자기회귀계수는 시간의 흐름에도 불구하고 장애수용과 직무만족도 수준이 상대적 위치(rank order)가 동일하게 유지된다는 뜻[52]이지, 장애수용과 직무만족도의 평균이 일정하게 계속된다는 의미는 아니다[51, 53]. 따라서 장애 임금근로자는 장애수용을 통해 직장내 다른 동료들과의 사회적 관계를 만들어 나가면서 사회통합적인 삶을 유지해 나가는 힘으로 발전할 수 있다는 선행연구 결과[20-22]와 맥을 같이한다. 다음으로, 연구문제 1에서 제기된 두 가지 문제 중 또 하나인 남녀 집단별 장애수용과 직무만족도 각각에 대하여 유의한 차이가 나타나는 대한 검증결과, 유의한 차이가 없어는 것으로 나타나 성별에 따라 구분된 모형을 적용할 필요가 없다는 것을 확인하였다.

둘째, 연구문제 2에서 제기된 두 가지 문제 중 하나인 “임금 근로장애인의 장애수용과 직무만족도 사이의 상호 인과관계는 시간의 흐름에 따라 어떻게 나타나는가?”에 대한 검증결과, 이전 시점의 장애수용은 이후 시점의 직무만족도에 그리고 이전 시점의 직무만족도는 이후 시점의 장애수용에 정(+)적인 방향으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 선행연구에서 특정시점의 횡단적 자료를 활용한 일방적 인과관계로 설명하는 한계를 넘어 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도가 시간의 경과에 따라 상호인과적 방향으로 안정적인 유지가 된다는 것을 뒷받침하고 있다. 영향력의 크기인 자기회귀교차계수도 장애수용이 직무만족도(β=.077∼.090)에, 직무만족도는 장애수용(β=.087∼.092)에 상호간에 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이는 초기에 형성된 장애수용과 직무만족도 사이의 상호관계가 안정적으로 유지될 가능성이 높다는 의미이다. 부언하자면, 장애수용과 직무만족도 수준은 측정 시기별로 큰 차이를 보이지 않았는데(Table 3. 참조), 이는 장애수용이 직무만족도에 미치는 영향과 직무만족도가 장애수용에 미치는 영향에 대하여 시간의 흐름에 따른 변화가 발생하지 않았다는 의미이다. 따라서 장애 근로자의 장애수용 정도가 직무만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타난 선행연구 결과[25, 29-33] 를 지지할 뿐만 아니라 장애수용이 직무만족도의 선행요인이라는 선행연구 결과[34]의 한계를 넘어 두 변인 모두 상호적 인과관계를 미치는 요인임을 검증되었다. 다음으로, 연구문제 2에서 제기된 두 가지 문제 중 또 하나인 “임금 근로장애인의 장애수용과 직무만족도 사이의 상호인과관계는 시간의 흐름에 따라 성별 사이에 차이가 존재하는가?”에 대한 검증결과, 장애 임근근로자의 장애수용과 직무만족도의 상호인과관계는 남녀 집단별 차이없이 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이 또한 성별에 따라 구분된 모형을 적용할 필요가 없다는 것을 확인하였다. 그러나 장애 임금근로자의 장애유형에 따른 직무특성과 직무환경 등을 통제한 상태에서 장애수용과 직무만족도 사이의 종단적 관계에서 남녀 집단별 차이가 유의하지 않게 나타날 것인가에 대한 연구는 후속연구를 통해 검증해 볼 필요가 있다.

본 연구의 함의를 제시하면 다음과 같다.

첫째, 본 연구 결과 장애 임금근로자의 직무만족에 미치는 영향요인에 기존의 사회인구학적 요인 이외에도 장애수용과 같은 심리정서적은 요인의 영향력을 확인함으로서 사회인지이론(Bandura, 1989)의 설명력을 넓혔다는 의의가 있다.

둘째, 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도는 지속적이면서도 상호인과성을 갖는 문제라는 점이 확인되었다. 즉, 장애인의 장애수용을 높이는 프로그램 개입과 동시에 직무만족도를 향상시킬 수 있는 정책적 지원도 동시에 이루어져야함을 시사하고 있다. 장애인이 근무하고 있는 회사는 지역의 장애인복지 기관 등과 유기적으로 연계해 장애수용을 증진시키기 위한 교육 및 프로그램을 정례화하고, 회사 입사 초기에는 비장애인과 장애인 근로자 모두를 대상으로 장애수용을 높일 수 있는 사회통합 프로그램을 병행하여 운영하는 실천적 방안도 적극 검토가 필요하다.

셋째, 후천적 장애인이 지속적으로 증가하는 현상을 반영하여 처음 장애발생시 장애수용에 대한 교육과 더불어 주변 가족을 비롯한 사적 관계망에 있는 사람들에게도 장애수용과 관련한 정보제공과 지지적인 환경 마련이 필요하다. 특히 시간의 경과에 따라 중고령 이상의 장애 임금근로자의 경우 자아존중감을 높여주는 프로그램 개입을 통해 장애수용을 안정적으로 유지해 나가는 방안도 필요하다. 이를 위해 직장내 자조모임 활성화와 함께 장애인 스스로도 자신의 장애를 긍정적으로 수용할 수 있도록 하는 것이 중요하다.

본 연구가 가지는 한계와 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 제2차웨이브 장애인패널조사 데이터 중 1차년도부터 6차년도까지를 분석한 결과로 제1차웨이브 기간의 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도가 어떤 상호인과성을 갖고 있는지를 파악하지 못한 제한점이 있다. 둘째, 장애 임금근로자의 특성, 즉 장애 발생시기별, 중경증 집단, 청년층과 중장년층 집단별로 장애수용과 직무만족도 사이의 종단적 인과관계를 밝히지 못한 한계점도 있다. 따라서 후속 연구에서는 제1차 웨이브와 제2차웨이브의 데이터를 통합한 중장기적인 관점에서 연구가 진행될 필요가 있고, 장애발생 시기별, 중경증별, 연령 계층별 차이에 따른 장애수용과 직무만족도 사이의 인과성도 규명해야 할 것이다. 이에 더하여 장애 임금근로자의 장애수용과 직무만족도을 연결하는 제3의 매개변수의 영향을 규명하기 위한 후속 연구도 적극 검토가 필요하다.