자활사업 참여자의 심리적 취약성-사회관계 자원의 잠재프로파일 집단: 영향 요인과 자활 성과와의 관계

1. 서 론

자활사업은 근로 능력이 있는 수급자를 대상으로 자활 능력 배양, 기술 습득, 그리고 근로 기회 제공을 통해 생계유지와 탈빈곤을 지원하는 사업이다(보건복지부, 2025). 자활사업은 정책적으로 단순한 일자리 제공을 넘어, 국민기초생활보장 수급자와 저소득층의 노동시장 재진입을 지원하고 공공부조 의존을 완화하며, 자활사업 참여자의 사회적 관계 회복과 생활 안정에 기여하는 중요한 사회복지 실천 영역이다. 특히 근로 능력은 있으나 다양한 사회경제적 제약으로 인해 일반 노동시장 진입이 어려운 참여자에게 자활사업은 경제적 자립뿐 아니라 사회참여와 심리·정서적 회복을 가능하게 하는 기반이 된다.

그러나 대표적인 근로복지 연계 제도로 운영되어 온 자활사업은 참여자의 장기화와 재진입(회전문 현상) 문제를 겪고 있으며, 지속적인 성과 부진을 보이고 있다. 특히 2000년대 후반에 들어서면서 성과가 급격히 저하되고 근로미약자의 참여가 증가하는 경향이 나타나, 정체된 자활사업의 효과적 운영을 위한 방안 모색이 요구된다. 최근 연구에 따르면, 자활사업은 2018년 자활 성공률 38.3%, 탈수급률 31.2%에서 최근 10%대까지 하락하였으며, 재참여율은 68% 이상, 5년 이상 참여자도 57% 이상으로 나타났다(최상미, 2025). 이러한 결과는 자활사업이 자립을 위한 일시적 교육 훈련 과정이라는 본래의 기능을 벗어나, 참여자의 반복적 참여를 구조화하는 보호적 일자리로 운영되고 있음을 시사한다. 성과 부진은 개인의 단순한 노동능력 문제에 국한되지 않으며, 1인 가구 증가와 남성 참여자 확대와 같은 인구학적 변화, 독거노인·다문화·장애인 가구의 참여 증가와 같은 구조적 변화와도 밀접하게 관련되어 있다(이현주 외, 2025). 이는 빈곤, 사회적 고립, 의료문제 등 복합적인 어려움을 지닌 대상자들이 자활사업에 다수 참여하고 있음을 의미한다. 더불어 일부 참여자는 정신질환과 심리적 어려움을 겪고 있으며, 실제 근로 능력을 갖춘 참여자는 지속해서 감소하는 추세도 보고되었다(서광국, 2021). 따라서 자활사업은 이러한 참여자의 변화와 복합성을 반영하는 방향으로 재검토될 필요가 있다.

한편, 자활사업 성과는 주로 탈수급률, 취·창업률과 매출액을 중심으로 하는 경제적 지표로 설계되었다. 이 지표는 정책적·제도적 목표를 확인하는 데는 유용하지만, 근로미약자나 복합적인 어려움을 가진 참여자의 변화를 설명하는 데는 한계를 가진다. 이와 관련하여 현장과 학계에서는 심리·정서적 안정과 관계 회복과 같은 변화가 자활의 토대가 됨을 지속적으로 제기해 왔으며, 다수의 연구를 통해 정서적 자활이 자활 성과의 중요한 경로이자 선행요인임이 일관되게 확인되었다(이상아, 이원지, 2025; 최상미, 2018; Hong, Choi, & Hodge, 2021). 이는 기존의 취업과 창업을 중심으로 하는 사업 운영 방식과 탈수급률, 취·창업률을 중심으로 한 성과 평가 체계가 현장의 현실을 충분히 반영하지 못하고 있으며, 특히 근로 미약자의 자활 성과를 기존의 성과지표만으로 설명하는 데 한계가 있음을 시사하며, 이를 실천적으로 재구성할 필요성을 제기한다.

자활 성과에 영향을 주는 요인은 학력, 연령, 건강과 같은 인구사회학적 요인과 회복탄력성, 자기효능감, 우울, 알코올, 정신건강과 같은 심리정서적 요인, 가족지지, 사회적 자본, 대인관계와 같은 사회적 요인이 대표적으로 제시되어왔다. 특히 3차 자활지원법이 시행되고 난 후에는 다양한 시범사업이 진행되면서, 자활 성과 및 사업과 관련한 핵심 요인으로 심리·정서적 요인과 사회적 요인의 중요성이 더욱 강조되고 있다. 먼저 심리·정서적 측면에서 정신건강은 자활 성과와 밀접하게 관련되는 요인으로 보고 되어왔다. 정신건강 문제를 가진 참여자의 증가는 자활 성과 저하로 이어지는 반면, 정신건강 수준이 높을수록 정서적·사회적 자활 성과는 향상되는 것으로 나타난다. 나아가 자활사업 참여자의 정신건강은 근로의욕과 성과에 영향을 미치는 핵심 요인으로, 고용과 자립을 저해하는 주요 요인으로 지적되어 왔다(박재민, 유태균, 최수영, 2014; 이종례, 장수미, 2019; Chandler, 2011; Chandler, Meisel, Jordan, Rienzi, & Goodwin, 2005; Constance & White, 2015). 다음으로 사회관계 자원 역시 자활 성과에 중요한 영향을 미치는 요인으로 확인되고 있다. 이국권과 소재진(2025)은 사회적 자본이 자활 의지에 미치는 영향을 분석한 연구에서 신뢰, 네트워크, 참여, 사회구조 등 사회적 자본의 주요 하위요인이 모두 자활 의지에 유의한 영향을 미친다고 보고하였다. 또한 가족지지와 가족 응집력은 자활 의지에 긍정적 영향을 미치며, 가족지지 수준이 높을수록 자활 참여 만족도가 높아지고 이를 통해 우울이 낮아지는 경향이 나타났다(고현종, 안지현, 2024). 더 나아가 가족 응집력은 자활 의지에 직접적인 영향을 미치며, 우울과 스트레스는 이 관계에서 부분 매개효과를 가진 것으로 보고되었다(장용언, 2015). 이는 가족지지와 같은 사회관계 자원이 안정적일수록 정신건강이 긍정적으로 유지되고 이러한 과정이 자활 성과 향상으로 이어질 수 있음을 시사한다. 나아가 이러한 결과는 자활 성과가 심리·정서적 요인과 사회관계 자원의 상호작용 속에서 형성됨을 보여준다.

그런데 자원보존 이론에서는, 개인적 자원인 심리적 취약성과 에너지자원인 사회관계 자원은 하나의 자원 손실이 추가적인 자원 손실을 초래하는 손실 나선을 형성할 수 있으며(Hobfoll, 2011; Kutach, 2019; Löw, Lotar, & Vrselja, 2023), 생태체계이론에서는 개인의 정신적·신체적 건강이 사회적 요인과의 상호작용 속에서 형성된다고 본다(Wilkinson, 2006). 이는 정신건강과 사회관계 자원인 가족지지, 사회적 자본이 상호작용함을 의미한다. 따라서 복합적인 문제를 가진 자활사업 참여자의 특성은 자활 성과를 개인의 단일 특성 문제가 아니라 개인적 자원과 사회관계 자원이 결합된 적응 과정으로 이해할 필요가 있다. 즉, 자활사업 참여자의 심리적 취약성과 사회관계 자원을 함께 고려하는 것은 복합적 문제를 가진 참여자의 특성을 보다 입체적으로 이해하고, 취약집단을 식별하며, 맞춤형 개입 설계를 위한 기반을 구축하는 데 중요하다.

그러나 기존 연구들은 인구사회학적 요인, 우울, 정신건강, 가족지지, 사회적 자본 등 개별 변인이 자활 성과에 미치는 영향을 검증하는 데 초점을 두어, 사회관계 자원과 심리적 취약성을 결합하여 참여자를 통합적으로 파악하려는 시도가 제한적이다. 즉, 변수의 영향력을 확인하는 변수 중심 접근에 머물러 있어 각 요인의 독립적 효과를 규명하는 데에는 기여했으나, 자활사업 참여자가 서로 다른 자원 수준과 결합 양상을 지닌 이질적인 집단이라는 점을 충분히 반영하지 못했다. 즉, 변수 중심 접근은 평균적 영향은 확인할 수 있으나, 개인 간 자원 결합의 차이를 반영하기는 어려웠다.

따라서 본 연구에서는 기존 연구에서 수행된 어떤 요인이 유의한가를 밝히는 변수 중심 접근이 아니라, 개인의 유사점과 차이에 초점을 맞추어 어떤 유형의 사람이 취약한지를 드러내는 통계 방식(Mathew & Doorenbos, 2022)인 잠재프로파일 분석을 활용하고자 한다. 잠재프로파일 분석은 개인 간 유사점과 차이에 주목하여, 심리적 취약성과 사회관계 자원이 어떻게 결합되어 나타나는지를 유형화 할 수 있는 방법이다(Nurius & Macy, 2010; Yan et al., 2023). 이를 통해 자활사업 참여자 내부에 존재하는 이질성과 복합성을 보다 구체적으로 파악할 수 있다. 또한 본 연구는 도출된 잠재집단에 영향을 미치는 요인을 규명하고, 각 집단별 자활 성과의 차이를 검증하고자 한다. 이를 바탕으로 근로미약자를 포함한 다양한 자활사업 참여자 집단의 특성에 맞는 맞춤형 자활 지원 방안과 정책·제도 개선을 위한 실질적 근거를 제시하고자 한다.

이를 위한 연구 질문은 다음과 같다.

첫째, 자활사업 참여자의 심리적 취약성과 사회관계 자원의 결합 양상에 따라 어떠한 잠재프로파일 집단이 도출되는가?

둘째, 도출된 잠재프로파일 집단을 예측하는 영향 요인은 무엇인가?

셋째, 잠재프로파일 집단에 따라 자활 성과는 어떠한 차이가 있는가?

2. 이론적 배경

3. 연구방법

1) 연구대상

본 연구는 2024년 자활사업 참여자 실태조사 자료를 분석하였다(이상아 외, 2025). 2024년 자활사업 참여자 실태조사는 한국자활복지개발원에서 지역자활센터 참여자의 성별·연령·학력·수급유형 등에 따른 자활사업 참여 실태와 그에 따른 신체적·사회적·경제적·심리·정서적 변화를 동태적으로 파악하여, 정책 결정 및 집행에 필요한 기초자료를 마련하고 자활사업의 영향과 효과를 종합적으로 분석하고자 2022년부터 매년 진행되어왔다. 자활사업 참여자 3차 실태조사인 2024년 조사에서는 전국 자활근로사업 참여자 50,907명을 기준으로 지역자활센터 참여자 전체의 약 15%인 7,595 표본을 할당하였다. 표본은 비례층화 표집방식으로 지역자활센터, 자활역량점수와 참여기간을 고려하여 배분되었다. 조사 기간은 2024년 8월에서 9월까지이며, Open URL 형태의 비대면 온라인 조사와 면접을 병행하였다. 본 연구에서는 학력에 무응답한 900명을 제외한 6,695명의 데이터를 사용하였다. 연구대상자의 인구사회학적 특성으로 성별, 연령, 학력, 참여기간, 개인부채, 주관적 건강 상태는 <표 1>과 같다.

<표 1>

인구 사회학적 특성

연구대상자의 일반적 특성은 남자 3,412명(51.0%), 여자 3,283명(49%)이다. 연령대는 50대가 2,437명(36.4%), 60대 이상이 2,021명(30.2%)으로 높은 비율을 차지한다. 학력의 경우 고졸이 3,629명(54.2%)으로 가장 높았으며, 자활사업 참여기간은 1년 미만이 2,677명(40%)으로 가장 많았다. 개인부채 금액은 없음이 3,087명(46.1%)으로 가장 많았으며, “1천만원 미만”과 “1천만원 이상∼3천만원 미만”이 유사하게 약 18% 정도였다. 주관적 건강 상태의 경우 ‘직업을 가지는 것은 가능하나 힘들고 많은 일은 못 하는 경우’가 55.2%로 가장 많았다.

최종 분석대상자(n=6,695)와 학력 무응답자(n=900)로 제외된 표본 간 차이를 확인하기 위해 카이제곱 검정을 실시하였다. 그 결과, 연령대[χ²(4)=135.39, p<.001]와 참여기간[χ²(2)=29.87, p<.001]에서 유의한 차이가 확인되었다. 구체적으로, 무응답자 집단은 50대(43.4%)의 비율이 높고 60대 이상(12.4%)의 비율이 낮았으며, 참여기간 1년 미만의 신규 참여자(48.7%) 비율이 높았다. 반면 성별(p=.208), 개인부채(p=.993), 주관적 건강상태(p=.417)에서는 유의한 차이가 없었다.

이에 따라 무응답자 제외로 인한 편향은 연령 및 참여기간 관련 나타날 수 있다. 다만, 참여기간의 효과 크기는 .063으로 매우 작아 실질적 차이는 제한적인 수준으로 판단된다. 따라서 학력무응답으로 인한 표본 제외는 특히 60대 이상의 특성이 분석에서 다소 과소대표될 수 있음을 연구의 제한점으로 밝혀 둔다.

2) 연구모형

본 연구에서는 자활사업 참여자의 심리적 취약성-사회관계 자원의 잠재프로파일을 검증하고, 분류된 집단을 예측하는 영향 요인과 자활성과와의 차이를 분석하고자 <그림 1>과 같이 모형을 설정하였다.

<그림 1>

연구모형

4. 연구 결과

본 연구의 잠재프로파일 변인과 결과 변인의 기술통계와 상관분석, 잠재프로파일 집단 분석과 예측 요인, 그리고 분석된 집단별 자활 성과와의 차이는 다음과 같다.

1) 기술통계 및 상관분석

주요 변인인 잠재프로파일 변인으로 심리적 취약성, 사회적 관계 자원(가족지지, 사회적자본)과 결과변수로 정서적 자활과 경제적 자활, 참여활동 만족도에 대한 기술통계와 상관 분석표는 <표 2>, <표 3>과 같다.

<표 2>

잠재프로파일 변인과 결과 변인의 상관관계

<표 3>

잠재프로파일 변인과 결과 변인의 기술통계량

잠재프로파일 변인인 심리적 취약성과 사회관계 자원(가족지지, 사회적 자본), 그리고 결과변수인 정서적 자활, 경제적 자활, 참여활동 만족도 간의 상관을 분석한 결과, 모든 변인은 p<.001 수준에서 유의한 상관을 보였다. 또한 모든 변인의 왜도와 첨도는 통상적 허용범위(왜도 ±2, 첨도 ±7) 내에 있어 정규성 가정에 크게 위배되지 않는 것으로 나타났다. 심리적 취약성은 모든 결과 변수와 유의한 부적 상관을 보였으며(r=-.374 ∼ r=-.230) 반면, 사회관계 자원은 모든 결과변수와 유의한 정적 상관을 보였다(r=.189 ∼ r=.319).

또한 결과변수인 정서적 자활, 경제적 자활, 참여활동 만족도 간에도 모두 유의한 정적 상관이 확인되었다(r=.240 ∼ r=.524). 상관의 크기를 보면, 심리적 취약성과 사회관계 자원은 참여활동 만족도와의 상관이 가장 낮게 나타났으며(심리적 취약성 r=-.230, 가족지지 r=.189, 사회적 자본 r=.240), 정서적 자활과의 상관이 가장 크게 나타났다(심리적 취약성 r=-.374, 가족지지 r=.319, 사회적 자본 r=.467).

2) 잠재프로파일 집단 분석

자활사업 참여자의 심리적 취약성-사회관계 자원의 프로파일 집단 수를 결정하기 위해 집단을 2개에서 6개까지 증가시키면서 분석한 결과는 <표 4>, <그림 2>와 같다.

<표 4>

잠재프로파일 수에 따른 모형적합도

<그림 2>

잠재집단 수 증가에 따른 정보지수 변화

먼저 잠재집단 수에 따른 모형적합도는 정보 기준인 AIC(Akaike Information Criterion), BIC(Bayesian Information Criterion), 그리고 표본크기를 보정한 saBIC(sample-size adjusted BIC)를 검토한 결과, 집단 수가 증가할수록 정보지수는 감소하는 경향을 보였다(BIC 기준 집단 2: 40,945.804 ∼ 집단 6: 39,399.741). 모형적합도는 AIC, BIC, saBIC 등의 정보지수를 중심으로 평가하였다(Nylund, Asparouhov, & Muthén, 2007). 이들 지표는 값이 낮을수록 적합도가 높은 것으로 해석되나, 집단 수가 증가할수록 값이 지속적으로 감소하는 경향이 있어 감소 폭이 완만해지는 지점을 함께 고려하여 판단하였다.

분석 결과, <그림 2>와 같이 잠재집단 수가 2개 집단에서 3개 집단으로 증가할 때 가장 큰 폭의 감소를 보였으며, 이후 4개에서 6개 집단으로 증가할수록 감소 폭은 점차 완만해지는 경향을 보였다. 이는 추가적인 집단 증가가 모형적합도 개선에 기여하는 정도가 제한적임을 의미한다.

또한 잠재집단 분류의 명확성과 정확성을 나타내는 Entropy는 3개에서 5개 집단 모형에서 0.818∼0.834로 나타나, 0.80 이상으로 분류 정확도가 양호한 수준을 보였다. 특히 4개 집단에서 가장 높은 값(0.834)을 나타냈다. 모형 비교 지수인 LMR-LRT와 BLRT의 p-value는 모든 모형에서 유의하게 나타났으나, 이는 집단 수 증가에 따른 모형 개선을 전반적으로 지지하는 결과로 해석되며, 최적 집단 수 결정은 정보지수와 해석 가능성을 중심으로 판단하였다.

한편 잠재집단의 크기를 살펴본 결과, 2개 및 3개 집단 모형에서는 비교적 적절한 분포를 보였으나, 4개 집단 모형에서는 약 1.5%의 매우 작은 집단이 도출되었다. 이는 일반적으로 권장되는 최소 집단 비율(약 5%)을 하회하는 수준으로, 해석의 안정성과 실질적 의미를 확보하기 어렵다는 한계가 있다. 따라서 본 연구에서는 통계적 적합도, 분류 정확도, 해석 가능성 및 실천적 활용 가능성을 종합적으로 고려하여 3개 집단 모형을 최종 모형으로 선정하였다.

선정된 잠재집단 모형 분류의 질을 평가하기 위해 사후 계층 분류 확률을 확인한 결과는 <표 5>와 같다. 각 잠재집단에 대한 평균 사후 소속 확률은 .901∼.955로 나타나, 집단 간 분류가 명확하게 이루어졌음을 확인할 수 있으며, 이는 3개 잠재집단 모형의 분류 정확도가 양호함을 시사한다.

<표 5>

사후집단 소속 확률

3) 자활사업 참여자 심리적 취약성-사회관계 자원 잠재집단 별 특성

자활사업 참여자의 심리적 취약성-사회관계 자원 잠재집단별 특성을 파악하기 위해 잠재집단 구성 변인의 평균과 표준편차를 알아보았다. 집단별 특성은 <표 6>, <그림 3>과 같다.

<표 6>

자활사업참여자의 심리적 취약성-사회관계 자원 잠재프로파일 특성

<그림 3>

자활사업 참여자의 심리적 취약성-사회관계 자원 잠재프로파일 특성

먼저 잠재프로파일 지표에서 심리적 취약성은 점수가 높을수록 심리적 어려움이 큰 것을 의미하며, 사회관계 자원은 점수가 높을수록 지지와 자원이 풍부함을 의미한다. 각 지표별 평균과 표준오차를 확인한 결과 심리적 취약성은 집단 1 > 3 > 2의 순서로 나타났고 사회관계 자원(가족지지, 사회적 자본)은 집단 2 > 3 > 1의 순으로 나타났다. 또한 평균의 표준오차가 전반적으로 작게 나타나 모형 추정이 안정적으로 이루어졌음을 시사한다.

프로파일 1은 전체의 24.8%가 속한 집단으로 심리적 취약성이 높고 가족지지, 사회적 자본이 모두 낮은 수준을 보여 가장 취약한 특성을 지닌 집단으로 나타났다(심리적 취약성:0.313, 가족지지:-1.283, 사회적 자본:-0.282). 이에 따라 본 집단은 ‘심리·사회관계 자원 취약집단’(이하 취약집단)으로 명명하였다.

프로파일 2는 26.7%가 속하는 집단으로 심리적 취약성이 가장 낮고 사회관계 자원(가족지지, 사회적 자본)이 모두 높은 수준을 보여 가장 양호한 특성을 나타냈다(심리적 취약성:-0.358, 가족지지:1.082, 사회적 자본:0.281). 이에 본 집단을 ‘심리·사회관계 자원 양호집단’(이하 양호집단)으로 명명하였다.

프로파일 3은 전체의 48.5%가 속한 가장 큰 집단으로 심리적 취약성과 사회관계 자원 모두 중간 수준을 나타냈다(심리적 취약성:0.043, 가족지지:0.053, 사회적 자본:-0.015). 이 집단은 전반적으로 평균적인 수준을 보이지만 상황에 따라 취약성이 나타날 가능성이 있는 집단으로 ‘심리·사회관계 자원 중간집단’(이하 중간집단)으로 명명하였다.

잠재프로파일 간 평균 차이에 대한 검증 결과, 심리적 취약성, 사회관계 자원인 가족지지와 사회적 자본 모든 지표에서 집단 간 평균 차이가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 특히 가족지지는 집단 1과 집단 2간의 점수 차이가 가장 크게 나타나, 심리·사회관계 자원의 취약집단과 양호집단을 구분하는 뚜렷한 수준의 차이를 보이며, 집단 간 양적 수준의 차이가 명확하게 구분됨을 확인할 수 있다.

4) 잠재프로파일에 대한 예측 변인 검증

자활사업 참여자의 심리적 취약성-사회관계 자원 프로파일 집단 간 소속 확률의 차이에 대한 예측 요인으로 성별, 연령, 학력, 자활사업 참여기간, 부채 정도, 신체적 건강, 주관적 건강을 투입하여 R3STEP 명령어를 사용하여 분석하였다. 분석 결과는 <표 7>과 같다.

<표 7>

심리적 취약성-사회적 관계 자원의 잠재프로파일 소속 확률 차이에 대한 예측 변인 추정 결과

예측 요인과 잠재집단 간 관련성을 분석한 결과, 참여기간의 일부 비교(집단 2 대비 집단 3)를 제외한 모든 변수에서 통계적으로 유의한 차이가 나타났다. 분석은 취약집단(집단 1)을 기준으로 이루어졌다.

먼저 성별의 경우, 여성은 심리·사회관계 자원 양호집단에 속할 승산이 남성에 비해 1.982배 높은 것으로 나타났다. 연령은 증가할수록 양호집단(OR=0.762)과 중간집단(OR=0.821)에 속할 가능성이 감소하는 것으로 나타났으며, 학력은 높을수록 양호집단(OR=1.559)과 중간집단(OR=1.265)에 속할 가능성이 증가하였다. 참여기간은 길수록 양호집단과 중간집단에 속할 가능성이 높게 나타났으며, 부채 금액은 많을수록 양호집단(OR=0.744)과 중간집단(OR=0.826)에 속할 가능성이 취약집단에 비해 감소하는 것으로 확인되었다. 신체적 건강은 건강점수가 높을수록 취약집단에 비해 양호집단에 속할 가능성이 1.99배 증가하는 것으로 나타났으며, 주관적 건강은 건강 수준이 높을수록 양호집단에 속할 가능성이 2.029배 증가하는 것으로 나타났다.

종합하면, 남성일수록, 연령이 높을수록, 학력이 낮을수록, 참여기간이 짧을수록, 부채 수준이 높고, 신체적 건강이 취약할수록 심리·사회관계 자원 취약집단에 속할 가능성이 증가하는 반면, 주관적 건강 수준이 높을수록 취약집단에 속할 가능성은 감소하는 것으로 나타났다. 특히 주관적 건강은 상대적으로 큰 효과 크기를 보여 핵심적인 예측 요인으로 나타났다.

5) 잠재프로파일 집단 별 자활 성과와의 차이 분석

도출된 심리적 취약성-사회관계 자원 집단 간 자활 성과(정서적 자활, 경제적 자활, 참여활동 만족도) 와의 차이를 확인하기 위해 집단 간 평균 차이가 존재하는지를 검증하는 BCH 검증 결과는 <표 8>, <표 9>와 같다.

<표 8>

잠재프로파일 간 자활 성과와의 차이

<표 9>

잠재집단 쌍별 비교

먼저 잠재프로파일 집단에 따른 자활 성과 차이를 검증한 결과, 정서적 자활, 경제적 자활, 참여활동 만족도 모두에서 집단 간 평균 차이가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(정서적 자활 χ²=765.463, 경제적 자활 χ²=441.970, 참여활동 만족도 χ²=298.938, 모두 p<.001).

집단별 평균을 살펴보면, 모든 자활 성과지표에서 양호집단 > 중간집단 > 취약집단의 순으로 나타나, 자활 성과가 집단에 따라 체계적이고 선형적인 감소 패턴을 보였다. 특히 양호집단은 모든 자활 성과에서 가장 높은 평균을, 취약집단은 가장 낮은 평균을 보여 집단 간 수준 차이가 명확하게 구분되었다. 사후 검증 결과에서도 모든 자활 성과지표에서 양호집단이 중간집단과 취약집단보다 유의하게 높은 수준을 보였으며, 중간집단 역시 취약집단보다 유의하게 높은 것으로 나타났다(p<.001).

또한 잠재집단 간 쌍별 비교 결과, 대부분의 비교에서 집단 간 차이가 유의하게 나타났으며, 참여활동 만족도의 경우 취약집단과 중간집단 간 비교에서도 유의한 차이가 확인되었다(χ²=6.114, p<.05). 이는 세 집단이 자활 성과 측면에서 통계적으로 구분되는 독립적인 특성을 지닌 집단임을 시사한다.

5. 논 의

본 연구에서는 자활사업 참여자의 심리적 취약성과 사회관계 자원에 따라 3개의 잠재프로파일이 분류되었다. 각 집단은 예측 요인에서 차이를 보였으며, 자활 성과에서도 유의한 차이를 보여주었다. 주요 결과는 다음과 같다.

첫째, 자활사업 참여자의 심리적 취약성과 사회관계 자원의 잠재프로파일은 취약집단(24.8%), 양호집단(26.7%), 중간집단(48.5%)의 3개로 분류되었으며, 중간집단이 가장 큰 비중을 차지하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 자활사업 참여자가 단일한 특성을 지닌 집단이 아니라, 심리적 취약성과 사회관계 자원의 수준에 따라 구분되는 이질적인 집단으로 구성되어 있음을 보여준다. 이는 자활 성과를 설명하는 데 있어 평균적 접근보다는 집단별 특성을 고려한 접근이 필요함을 시사한다(김지민, 오다은, 2025; Bitler, Gelbach, & Hoynes, 2017).

각 집단의 특성을 살펴보면, 취약집단은 높은 심리적 취약성과 낮은 가족지지 및 사회적 자본을 동시에 보이는 집단이며, 양호집단은 심리적 취약성이 상대적으로 낮고 가족지지와 사회적 자본이 모두 높은 수준을 나타내는 집단으로 확인되었다. 반면, 중간집단은 모든 지표에서 평균적인 수준을 보이는 집단으로 나타났다. 이러한 결과는 심리적 취약성과 사회관계 자원이 독립적으로 작용하기보다는 서로 연관된 양상으로 나타날 가능성을 시사하며, 특히 심리적 취약성이 높은 집단에서 사회관계 자원 수준이 낮게 나타나는 경향을 보여준다. 이는 자원보존이론(COR)에서 제시하는 자원 군집(resource caravan)의 개념과도 맥을 같이하며, 개인이 보유한 자원이 상호 연결된 상태로 축적되거나 결핍될 수 있음을 뒷받침한다(Halbesleben, Neveu, Paustian-Underdahl, & Westman, 2014; Hobfoll, 2011). 특히 가족지지는 취약집단과 양호집단을 구분하는 데 있어 가장 큰 차이를 보이는 지표로 나타났으며, 이는 가족지지가 심리적 안정뿐 아니라 자활 성과를 지지하는 핵심적 자원으로 기능할 가능성을 시사한다. 이러한 결과는 가족지지가 자활 의지와 자활 성과에 중요한 영향을 미친다는 선행연구와도 일관된 맥락이다(고현종, 안지현, 2024; 장용언, 2015). 또한 전체의 약 절반을 차지하는 중간집단의 존재는 자활사업 참여자의 상당수가 극단적인 취약 상태나 자원 풍부 상태가 아닌, 변화 가능성을 지닌 전이적 상태에 있음을 보여준다. 이는 자활사업 참여자를 단순히 취약 여부로 이분화하기보다는, 잠재적 위험군에 대한 예방적 개입과 조기 개입의 필요성을 시사한다.

둘째, 분류된 잠재프로파일 집단을 예측하는 요인으로 성별, 연령, 학력, 참여기간, 부채, 신체적 건강, 주관적 건강이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로 남성일수록, 연령이 높을수록, 학력이 낮을수록, 참여기간이 짧을수록, 부채 수준이 높고 건강 상태가 취약할수록, 취약집단에 속할 가능성이 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 자활사업 참여자의 취약성이 개인의 내적 특성에 국한된 것이 아니라, 인구사회학적 조건, 건강 상태, 경제적 부담이 복합적으로 작용한 결과임을 보여준다. 본 연구에서 성별과 연령의 영향은 여성과 청년층에서 자활사업 참여자의 심리적 취약성이 높게 나타난다는 일부 연구 결과와는 차이를 보이지만(이정희 외, 2022; 장기원, 이정민, 2021), 고령일수록, 학력이 낮을수록, 신체적·주관적 건강 상태가 낮을수록 심리적 취약성이 높게 나타난다는 다수의 연구 결과와 일관된 경향을 보인다(임경은, 이현주, 2022; 장의미, 김기연, 2021). 또한 성별, 학력, 건강 상태 등이 사회관계 자원 수준에 영향을 미친다는 선행연구와도 맥락을 같이한다(장유미, 염동문, 2014; Bendeck & Hastings, 2023; Li & Morrow-Howell, 2024). 이는 심리적 취약성과 사회관계 자원이 각각의 독립적 요인이 아니라, 동일한 사회구조적 조건 속에서 함께 형성되는 특성임을 시사한다. 특히 건강 변수는 모든 집단 비교에서 일관되게 유의한 영향을 보이며, 자활사업 참여자의 집단 분류를 설명하는 핵심적인 예측 요인으로 나타났다. 이는 건강 상태가 단순한 개인적 특성이 아니라 자활사업 참여자의 심리적 안정과 사회관계 자원 활용 가능성에 동시에 영향을 미치는 기초 조건으로 작용함을 의미한다. 즉, 건강이 취약할수록 심리적 부담이 증가할 뿐 아니라 사회적 관계 형성과 유지에도 제약이 발생하여, 결과적으로 취약집단에 속할 가능성이 높아지는 것으로 해석할 수 있다. 이러한 결과는 정신건강과 신체 건강이 고용과 자립의 중요한 기반이라는 선행연구 결과와도 일치한다(Chandler, 2011; 김현정, 고영건, 2016; 임경은, 이현주, 2022). 또한 학력이 낮을수록 취약집단에 속할 가능성이 높았는데, 이는 학력은 단순한 인구사회학적 특성을 넘어 개인이 보유한 인적자본으로서 기능하며, 정보 접근 능력과 문제 해결 역량, 사회관계 자원에 대한 접근성을 높이는 중요한 기반 자원으로 작용할 수 있다는 점을 의미한다. 즉, 학력이 높은 참여자는 동일한 조건에서도 자원을 보다 효과적으로 활용하고 새로운 자원을 획득할 가능성이 높아, 결과적으로 양호집단에 속할 가능성이 증가하는 것으로 해석할 수 있다. 이는 학력이 낮은 참여자의 경우 자원 자체의 부족뿐만 아니라 자원에 대한 접근과 활용 능력의 제한이 함께 나타날 수 있음을 의미하며, 단순한 자원 제공을 넘어 자원 활용 역량을 강화하는 개입의 필요성을 시사한다.

한편 참여기간이 길수록 양호집단에 속할 가능성이 높게 나타난 점은 자활사업 참여가 단순한 유지 상태가 아니라, 일정 수준의 적응과 자원 축적 과정으로 기능할 가능성을 보여준다. 이는 자활사업이 단기적 성과 중심이 아니라, 지속적인 참여를 통해 심리적 안정과 사회관계 자원을 점진적으로 강화하는 과정으로 이해될 필요가 있음을 시사한다. 동시에 참여 초기 단계의 참여자들이 상대적으로 취약집단에 머물 가능성이 높다는 점에서, 초기 개입의 중요성과 단계별 맞춤형 지원 전략의 필요성을 제기한다.

마지막으로 부채와 같은 경제적 부담은 취약집단 소속 가능성을 높이는 요인으로 나타났는데, 이는 경제적 스트레스가 심리적 취약성을 심화시키고 사회관계 자원의 활용을 제한하는 구조적 요인으로 작용할 수 있음을 시사한다. 따라서 자활사업 참여자의 특성을 이해하는 데 있어 심리적, 사회적 요인뿐 아니라 경제적 조건을 함께 고려하는 통합적 접근이 필요하다.

셋째, 잠재프로파일 집단에 따른 자활 성과의 차이를 분석한 결과, 정서적 자활, 경제적 자활, 참여활동 만족도 모든 지표에서 취약집단 < 중간집단 < 양호집단의 선형적 패턴이 나타났으며, 집단 간 차이는 통계적으로 유의하게 확인되었다. 이러한 결과는 심리적 취약성과 사회관계 자원의 결합 양상이 자활 성과와 밀접하게 연결되어 있음을 보여준다. 또한 사후 검증에서도 모든 집단 간 차이가 유의하게 나타나, 중간집단 역시 취약집단이나 양호집단과 구별되는 독립적인 특성을 지닌 실질적 집단임을 시사한다. 이와 같은 선형적 패턴은 심리적 취약성과 사회관계 자원이 개별적으로 작용하기보다 상호 연관된 상태에서 누적적으로 영향을 미침을 보여준다. 즉, 심리적 취약성이 낮고 가족지지 및 사회적 자본이 풍부할수록 정서적 안정과 참여 동기가 강화되고, 이는 경제적 자활과 참여 만족도로 이어지는 경로를 형성하는 것으로 해석할 수 있다. 반대로 심리적 취약성이 높고 사회관계 자원이 부족한 경우에는 정서적 자활이 저해되고, 이는 경제적 성과와 참여 경험 전반에 부정적인 영향을 미치는 것으로 이해된다. 이러한 결과는 자원보존이론(COR)에서 제시하는 자원 축적과 손실의 메커니즘과도 일치하며(Hobfoll & Lilly, 1993), 자원이 풍부한 집단은 추가적인 자원을 획득하는 이득 나선을, 자원이 부족한 집단은 자원 상실이 누적되는 손실 나선을 경험할 가능성을 시사한다. 또한 이러한 집단 간 차이는 서로 다른 자활 성과가 나타나는 이유를 설명해 준다. 양호집단은 심리적 안정과 충분한 사회관계 자원을 바탕으로 자활 과정에 더욱 적극적으로 참여하고 자원을 효과적으로 활용할 수 있는 반면, 취약집단은 심리적 부담과 제한된 사회관계 자원으로 인해 자활 참여 자체가 어려워지거나 성과로 연결되지 못하는 구조적 한계를 경험할 가능성이 높다. 중간집단은 일정 수준의 자원을 보유하고 있으나 안정적으로 유지되지 못하는 상태로, 상황에 따라 상향 또는 하향 이동이 가능한 전이적 특성을 지닌 집단으로 이해할 수 있다.

이러한 결과는 자활 성과를 향상하기 위해서는 심리적 취약성과 가족지지 및 사회적 자본에 대한 통합적 평가와 개입이 필수적임을 분명히 보여준다. 특히 자활 참여 초기 단계에서 심리적 취약성과 사회관계 자원 형성에 영향을 미치는 참여자의 인구사회학적 배경, 심리 상태, 신체적 건강, 가족관계, 경제적 상황 등에 대한 체계적인 평가가 선행되어야 한다. 이러한 평가는 단순한 선별을 넘어 참여자의 자원 수준과 결합 양상을 이해하기 위한 기초 과정으로서, 이후 개별 참여자의 특성에 적합한 맞춤형 개입과 서비스 설계를 위한 근거로 활용될 필요가 있다. 집단별로는 차별화된 개입 전략이 요구된다. 양호집단의 경우 현재의 자원을 유지·강화하는 지원이 필요하며, 중간집단은 취약집단으로의 하향 이동을 예방하고 자원을 안정적으로 축적할 수 있도록 예방적 개입과 단계적 프로그램이 요구된다. 반면 취약집단은 심리적 취약성 완화와 사회관계 자원 형성을 동시에 목표로 하는 집중적이고 통합적인 개입이 필요하다. 즉, 자활사업 참여자의 자원 구조를 고려한 개입이 이루어질 때 자활 성과로 이어질 가능성이 높아진다.

본 연구는 자활사업 참여자의 자활 성과에 영향을 미치는 요인을 잠재프로파일 분석을 통해 이질적인 하위 집단으로 구분하였다는 점에서 의의를 갖는다. 이는 자활사업 참여자를 단일한 특성을 지닌 집단으로 전제해 온 기존의 평균 중심 접근을 넘어, 심리적 취약성과 사회관계 자원의 결합 양상에 따라 서로 다른 특성을 지닌 집단으로 구성되어 있음을 실증적으로 확인한 것이다. 특히 본 연구는 심리적 취약성과 사회관계 자원이 독립적인 요인이 아니라 상호 연관된 형태로 나타난다는 점을 보여주었으며(Amanollahi, 2023; Berry & Rickwood, 2000; Lampropoulos, Spini, Li, & Anex, 2023), 자활 성과를 설명하는 데 있어 두 요인을 통합적으로 고려할 필요성을 제시하였다는 점에서 이론적 기여를 갖는다.

특히 전체 참여자의 절반에 가까운 비중을 차지하는 중간집단은 자활사업 참여자의 상당수가 고정된 취약 상태에 머물러 있는 것이 아니라, 개입에 따라 변화 가능성을 지닌 집단임을 보여준다. 본 연구에서 중간집단은 심리적 취약성과 사회관계 자원이 모두 평균 수준을 보였으며, 예측 요인 분석에서는 건강상태와 부채 수준 등이 집단 소속에 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 따라서 중간집단을 단순한 평균적 집단으로 보기보다, 취약집단으로의 이행을 예방하고 양호집단으로의 향상을 도모할 수 있는 핵심 개입대상으로 이해할 필요가 있다. 이를 위해 가족지지를 포함한 사회관계 자원의 강화와 더불어 건강관리, 부채관리 및 경제적 지원을 병행하는 통합적 개입이 요구된다. 이는 자활 정책이 단순한 선별과 지원을 넘어, 중간집단을 중심으로 한 예방적·전환적 개입 전략을 강화할 필요가 있음을 시사한다.

또한 본 연구 결과는 자활 성과가 단순히 경제적 조건이나 근로 여부에 의해 결정되는 것이 아니라, 심리적 취약성과 가족지지 및 사회적 자본이 결합된 자원 구조에 의해 형성됨을 보여준다. 이는 자활 성과가 정서적 자활, 사회적 자활, 심리적 요인, 사회관계 자원 등 다양한 요인과 관련된다는 선행연구의 논의와 맥락을 같이한다(김현정, 2024; 이상아, 이원지, 2025; 이은정, 2014). 특히, 가족지지는 자활사업 참여자에게 정서적 안정, 일상생활 유지, 경제활동 지속에 필요한 비공식적 자원을 제공한다는 점에서 중요한 의미를 가진다. 이러한 가족 지지는 집단 간 차이를 가장 뚜렷하게 구분하는 핵심 지표로 나타났다는 점에서, 향후 자활 정책에서 우선적으로 개입해야 할 전략적 영역으로 고려될 필요가 있다. 가족관계 회복 또는 이를 대체할 수 있는 사회적 지지체계와 네트워크 형성을 지원하는 개입이 자활 성과를 촉진하는 중요한 경로가 될 수 있음을 시사한다(김정희, 2022; 김지민, 오다은, 2025; 임걸, 2024; 장덕희, 김정은, 2017).

이러한 결과는 자활사업을 단순한 근로 중심 프로그램이 아니라, 심리적 취약성과 사회관계 자원의 결합 구조를 변화시키는 과정으로 재개념화할 필요성을 제기한다. 즉, 자활 성과를 향상하기 위해서는 일자리 제공 중심의 접근을 넘어, 참여자의 심리적 안정과 사회관계 자원 형성을 동시에 지원하는 통합적 개입이 이루어질 필요가 있다(Carriedo et al., 2024; 이은정, 2014; 장용언, 2015). 따라서 자활사업 운영에 있어서는 참여 초기 단계에서 심리적 취약성과 사회관계 자원 형성에 영향을 미치는 참여자의 인구사회학적 배경, 심리 상태, 신체적 건강, 가족관계, 경제적 상황 등에 대한 통합사정 체계가 선행되어야 하며, 이를 기반으로 집단별 특성에 따른 맞춤형 개입이 설계될 필요가 있다(김경휘, 최상미, 2022; 김지민, 오다은, 2025; 박정호, 2010). 특히 취약집단에 대해서는 심리상담, 가족관계 회복프로그램, 건강관리 같은 집중적이고 통합적인 지원이, 중간집단에 대해서는 사회적 관계망 확대 프로그램, 자존감 향상, 직업능력 향상 같은 예방적이고 전환적인 개입이, 양호집단에 대해서는 자산형성, 지역사회 참여 같은 자원 유지와 강화 중심의 지원이 이루어지는 단계적 자활 지원 체계의 구축이 요구된다.

한편, 본 연구는 다음과 같은 한계를 가진다. 첫째, 사용된 데이터는 조사 과정에서 인지적·정신적 어려움이나 참여의 비협조 등으로 인해 상대적으로 취약한 참여자가 제외되었을 가능성이 있으며, 자기 보고식 응답에 기반하고 있어 측정의 편향이 존재할 수 있다. 둘째, 자활사업 참여자의 심리적 취약성을 설명하는 중요한 요인 중 하나인 알코올 문제와 같은 변수가 포함되지 못하여, 심리적 취약성의 일부 측면이 충분히 반영되지 못한 한계가 있다. 셋째, 후속 연구에서는 자활사업 참여자의 집단 이동과 변화 과정을 보다 정교하게 이해할 필요가 있다. 특히 중간집단이 취약집단 또는 양호집단으로 이동하는 과정과 그 조건을 규명하는 연구가 이루어진다면, 자활사업의 개입 시점과 전략을 보다 체계적으로 설계하는 데 기여할 수 있을 것이다. 또한 가족지지와 사회적 자본과 같은 사회관계 자원을 강화하기 위한 개입 프로그램의 효과를 실증적으로 검증함으로써, 자활 성과를 향상시키는 구체적인 실천 방안을 제시할 필요가 있다.

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