Ⅳ. 연구결과
2) 구조모형 분석
본 연구모형에 대한 측정모형이 적합하다고 평가되었기 때문에 측정모형을 포 함하여 변수들 간의 관계를 살펴보는 구조모형에 대한 분석을 실시하였다. 구조
모형 분석 결과에서 나타난 개별 모수치와 경로계수는 [그림 5]와 <표 22>와 같 다.
[그림 5] 구조모형 분석결과
<표 22> 구조모형 분석결과 경로계수
경로 비표준화계수 표준화계수 S.E C.R
사회적 지지→가족기능 .017 .016 .050 .342 사회적 지지→장애수용 .399 .426 .050 7.962***
장애수용 →가족기능 .749 .643 .071 10.570***
적합도지수 χ2=222.382, χ2/DF=3.005, GFI=.933, CFI=.965, RMR=.022, TLI=.957, NFI= .948, RMSEA=.067
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
각 변수 간의 경로를 살펴보면, 사회적 지지는 장애수용(β=.426, p<.001)에 정 (+)적인 직접효과가 나타났고, 가족기능에는 유의한 직접효과가 없었다. 그리고 장애수용은 가족기능(β=.643, p<.001)에 정(+)적인 직접효과가 나타났다. 따라서 본 연구의 구조모형 분석결과 사회적 지지는 장애수용을 매개로 가족기능에 정 (+)적인 완전매개효과가 나타났다. 이때 접합도 지수의 경우 χ2/DF 값은 기준값
보다 조금 높았지만 GFI, CFI, RMR, TLI, NFI, RMSEA는 모두 양호한 수준이 었다.
사회적 지지가 장애수용에 미치는 장애수용의 완전매개 영향관계를 좀 더 구체 적으로 살펴보기 위하여 변인 간 효과분해 분석과 간접성 유의성 검증을 위한 부트스트래핑(bootstrapping)을 실시하였다.
효과분해와 부트스트래핑 간접효과 검증 결과에 따른 <표 23>을 살펴보면, 사 회적 지지가 가족기능에 대한 직접효과는 유의하지 않았지만 장애수용을 매개로 가족기능을 향상시키는 정(+)적인 간접효과(β=.274, p<.01)가 있으며 통계적으로 유의하였다. 이때 장애아동 어머니의 사회적 지지가 장애수용을 매개로 가족기능 에 미치는 완전매개효과의 총효과는 β=.290(p<.05)이다.
<표 23> 효과분해 및 간접효과 검증
경로 직접효과 간접효과 총효과
사회적 지지→장애수용 .426** - .426**
사회적 지지→가족기능 .016 .274**
(.426×.643) .290*
장애수용 →가족기능 .643* - .643*
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
이상의 결과를 종합하면, 장애아동과 어머니를 위한 장애아동 가족지원서비스의 공식적 지지체계에 의한 전문가 지지는 결국 어머니의 심리적 적응으로 자녀의 장애를 이해하고 수용하도록 돕는 직접효과가 증명되었고, 가족기능에 대한 직접 효과는 없었지만 장애수용을 통하여 가족기능을 향상시켜 장애아동의 양육에 대 한 부담과 가족의 안정성을 높여주는 효과를 보여주었다.
따라서 공식적 지지체계에 의한 사회적 지지는 가족 구성원의 적응과 변화를 통해 가족기능에 변화를 이끌어내는 중요한 요인으로, 장애아동 가족에 대한 사 회적 지지체계는 가족에 대한 직접적인 접근보다는 어머니나 가족 구성원이 자 녀의 장애를 수용하고 양육스트레스를 감소시키는 역할로서 장애 자녀를 가족구
성원으로 받아들이고 공동양육 인식을 강화하는 방향으로 지원체계와 서비스의 내용을 강화해야 한다.
전체 장애아동 어머니를 대상으로 한 구조모형 결과 공식적 지지체계인 장애 아동 가족지원서비스의 전문가 지지체계에 의한 어머니의 사회적 지지는 자녀의 장애를 수용하는 장애수용을 매개로 가족기능에 긍정적 영향을 미치는 완전매개 효과가 나타났다.
이에 본 연구에서는 이상의 구조모형 결과를 바탕으로 장애아동의 장애유형, 장 애인지 시점, 장애진단 시점, 장애아동의 나이(학령전기와 학령기) 그리고 장애아 동과 가족을 위해 제공되는 직접서비스의 이용 수에 따른 사회적 지지와 상호작 용효과를 살펴보기 위하여 다중집단 확인적 요인분석을 실시하여 측정도구에 대 한 측정동일성을 검증하고 다중집단 구조모형분석을 진행하였다10).
1) 장애유형에 따른 다중집단 분석
가. 측정동일성 검증
장애아동의 장애유형에 따른 다중집단 구조방정식모델 분석을 위해 장애유형 을 뇌병변장애와 발달장애 집단으로 구분하였다. 먼저, 다중집단 확인적 요인분
10) 교차타당성(cross validation)은 모집단으로부터 추출한 표본에서 얻은 결과와 동일한지를 검증 할 때 이용하는 것으로 교차타당성을 검증하기 위해서는 측정동일성(measurement equivalence) 에 대한 분석을 실시한다. 본 연구에서는 우종필(2012)이 Mullen(1995)과 Myers et al.(2000)이 제시한 측정동일성 5단계를 사용하였다. △χ2은 비제약모델과 제약모델간 χ2 차이를 보여주며, Sig.는 통계적으로 유의한 차이의 유무를 보여준다. 이때 χ2 변화량이 통계적으로 유의한 차이 가 없다는 것은 설문지와 같은 측정도구에 대한 요인부하량 동일성에 문제가 없음을 나타낸다.
석에 의한 측정동일성 결과와 모델적합도는 다음 <표 24>과 같다.
392.068 179 △χ2(31)=73.248
(모델5-모델1) 유의함
나. 장애유형에 따른 다중집단 구조모형 분석 결과
장애아동 어머니의 사회적 지지가 장애수용을 매개로 가족기능에 미치는 영향 에 관한 구조모델의 장애유형 집단 간 다중집단 분석 결과 나타난 표준화경로계 수는 [그림 6]과 <표 25>와 같다.
[그림 6] 장애유형별 다중집단 구조모형 결과
<표 25> 장애유형별 집단 간 경로계수 및 차이검증
경로 뇌병변장애 발달장애 Critical
Rations for Difference+ 표준화계수 C.R 표준화계수 C.R
사회적 지지
→가족기능 -.049 -.829 .112 1.484 1.699(기각) 사회적 지지
→장애수용 .374 5.304*** .493 5.913*** 2.347(채택) 장애수용
→가족기능 .653 7.483*** .584 6.553*** -.838(기각) 적합도지수 χ2/DF=2.154, GFI=.911, CFI=.959, RMR=.026,
TLI=.950, NFI= .927, RMSEA=.051
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
+ AMOS에서 아이콘을 이용한 방법으로 ±1.965이상이면 집단 간 차이가 유의미함
[그림 6]에서 장애유형에 따른 각 집단별 경로모형의 결과 뇌병변장애아동 어머
매개로 가족기능에 미치는 간접효과를 살펴보았고, <표 26>과 같다. 뇌병변장애 아동 어머니 집단의 간접효과는 .244(p<.01)이며, 발달장애아동 어머니 집단의 간 접효과는 .288(p<.01)로 각각 유의한 간접효과가 나타났으며, 발달장애아동 어머 니에 있어 사회적 지지의 간접효과가 상대적으로 좀 더 높다.
이상의 내용을 종합하면, 사회적 지지가 가족기능에 직접적인 영향을 미치지는 않지만 장애아동 어머니의 장애수용을 매개로 결과적으로 가족기능에 긍정적 영 향을 미치는 완전매개효과가 나타났다. 특히 사회적 지지가 장애수용에 영향을 미치는 정도는 발달장애아동 어머니에게 있어 더 큰 영향을 미치는 상호작용효 과가 확인되었다. 이때 사회적 지지의 간접효과 역시 발달장애아동 어머니에게서 상대적으로 좀 더 높은 효과가 있었다.
따라서 전문가 지지체계에 의한 사회적 지지는 장애특성에 따라 그 효과성이 다르게 나타날 수 있다는 것이고, 발달장애아동 어머니가 뇌병변장애아동 어머니 보다 자녀의 장애를 수용함에 있어 좀 더 많은 지지와 지원이 필요함을 시사한 다. 결국 장애아동과 가족을 위한 다양한 서비스들은 장애특성을 고려하여 제공 되어야 서비스 대상자들의 실질적으로 이용 가능한 인지된 사회적 지지로서 효 과를 발휘할 수 있다는 것이고, 장애아동 가족지원서비스를 제공함에 있어 장애 특성을 고려하여 수요자의 욕구를 반영할 수 있는 맞춤형 서비스를 개발해야 된 다.
2) 장애인지 시점에 따른 다중집단 분석
가. 측정동일성 검증
어머니가 자녀의 장애를 인지하는 시점에 따른 다중집단 구조방정식모델 분석 을 위해 자녀의 장애인지 시점인 평균 16개월을 기준으로 16개월 이하(평균이하) 와 17개월 이상(평균초과)으로 집단을 구분하였다. 먼저, 다중집단 확인적 요인분 석에 의한 측정동일성 결과와 모델적합도는 다음 <표 27>과 같다.
구체적으로 살펴보면, 비제약모델(model 1)과 요인부하량 제약모델(model 2) 간
344.120 179 △χ2(31)=43.352
(모델5-모델1) 유의함
준화경로계수는 다음과 같다.
[그림 7]에서 장애인지 시점 평균 전후에 따른 각 집단별 경로모형의 결과 장애 인지 16개월 이하 집단과 17개월 이상 집단 모두 사회적 지지가 장애수용을 매 개로 가족기능에 영향을 미치는 완전매개효과가 나타났다.
[그림 7] 장애인지 집단 간 다중집단 구조모형 결과
<표 28> 장애인지 집단 간 경로계수 및 차이검증
경로 장애인지 평균 이하 장애인지 평균 초과 Critical Rations for
Difference+ 표준화계수 C.R 표준화계수 C.R
사회적 지지
→가족기능 -.019 -.315 .115 1.512 1.477(기각) 사회적 지지
→장애수용 .425 6.393*** .397 4.223*** .376(기각) 장애수용
→가족기능 .649 8.114*** .576 6.111*** .224(기각) 적합도지수 χ2/DF=2.032, GFI=.913, CFI=.963, RMR=.026,
TLI=.954, NFI=.929, RMSEA=.048
*p<.05, **p<.01, ***p<.001
+ AMOS에서 아이콘을 이용한 방법으로 ±1.965이상이면 집단 간 차이가 유의미함
<표 28>에서 장애인지 시점 평균 전후 각 집단 간 경로의 유의한 표준화계수
값을 살펴보면, ‘사회적 지지→장애수용’ 경로는 장애인지 16개월 이하 집단 β
나타나지 않았지만, 장애인지 평균 이하 집단에서 사회적 지지가 장애수용에 미 치는 영향과 장애수용이 가족기능에 미치는 직접효과는 좀 더 크게 나타났고, 장 애수용을 매개로 가족기능에 미치는 간접효과도 높았다. 따라서 자녀의 장애를 빨리 인지할수록 장애아동 어머니의 사회적 지원망을 통한 사회적 지지가 자녀 의 장애를 수용하는 적응과정과 가족기능에 좀 더 긍정적 효과를 나타낼 수 있 음을 시사한다.
3) 장애진단 시점에 따른 다중집단 분석
가. 측정동일성 검증
자녀가 장애를 진단받는 시점에 따른 다중집단 구조방정식 모델 분석을 위해 장애진단까지 평균 33개월을 기준으로 33개월 이하(평균이하)와 34개월 이상(평 균초과)으로 집단을 구분하였다. 먼저, 다중집단 확인적 요인분석에 의한 측정동 일성 결과와 모델적합도는 다음 <표 30>과 같다.
구체적으로 살펴보면, 비제약모델(model 1)과 요인부하량 제약모델(model 2) 간 의 △χ2은 4.346으로 19.68보다 작으므로(χ2(11) 분포표 p<.05) 통계적으로 유의
구체적으로 살펴보면, 비제약모델(model 1)과 요인부하량 제약모델(model 2) 간 의 △χ2은 4.346으로 19.68보다 작으므로(χ2(11) 분포표 p<.05) 통계적으로 유의