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문제 정의
- 또한 기존 노인의 삶의 질과 관련된 대부분의 연구는 상관관계 등을 밝히는 연구로 삶의 질의 경로를 연구한 논문은 이루어지지 않고 있다. 그러므로 본 연구에서는 여성 독거노인의 삶의 질에 관한 모형을 설정한 후 공변량 구조분석을 이용하여 모형을 구축하고자 하며, 로지스틱 회귀분석을 실시하여 최종 모형의 예측타당성을 확인하고자 한다.
- 본 연구는 여성 독거노인의 삶의 질에 영향을 주는제 요인들을 규명하여 설명하고 예측하기 위하여 선행 연구 및 문헌을 토대로 이론적 기틀과 가설모형을 설정하였으며, 모형의 적합도와 가설을 검정하는 공변량 구조분석 연구이다. 결론적으로 여성 독거노인의 삶의 질에 가장 영향력을 미치는 변수는 ‘자아존중감’이며, 그 다음으로 우울, 건강증진행위 등이 내생변수로 나타났다.
- 본 연구는 횡단적 조사연구로서 독거 여성노인의 삶의 질을 예측하기 위해 문헌과 선행연구를 토대로 가설적 모형을 제안하여 모형의 적합도와 가설을 검증하는 공변량 구조분석 연구이다.
- 본 연구에서는 여성 독거노인의 삶의 질에 영향을 주는 요인들을 확인하기 위해 설정된 가설모형을 검증 하였다. 검증결과 모형의 적합도를 높이기 위하여 적합도를 검증하였다.
제안 방법
- Lawstone, Moss, Fulcomer와 Kleban(1982)의 Health self-rating의 측정도구를 수정하여 3문항으로 구성한 Kim(1994)의 도구를 이용하였다. 지각하는 정도를 3점 척도로 측정한 점수로서 점수가 높을수록 지각된 건강상태가 높음을 의미한다.
- x2통계량, x2/df, AGFI, NNFI, CN에서 부분적으로 모형의 수정이 필요하여 모형을 수정하였으며, 가설모형과 수정모형의 부합도를 비교하였다(Table 3). 수정 모형의 부합도를 보면, x2= 59.
- 임계수(CN)은 200이상이면 적합 정도가 좋은 것(Hoelter, 1983)으로 판단하였다. 가설모형의 카이자승치, x2통계량/df, 조정 적합지수, 비표준적합지수, 임계수 적합지수에서 적합 하지 않은 것으로 나타나 모형수정을 실시하였다. 수정된 모형은 높은 부합도를 나타내어 수정모형의 적합도가 지지되었다.
- 본 연구에서는 여성 독거노인의 삶의 질에 영향을 주는 요인들을 확인하기 위해 설정된 가설모형을 검증 하였다. 검증결과 모형의 적합도를 높이기 위하여 적합도를 검증하였다. 전반적인 적합도를 평가하기 위해카이자승치(x2= 271.
- 노인복지관 2개소, 경로당 3개소, 보건소 1개소, 사회복지관 2개소를 연구자가 방문하여 단순 무작위 추출로 본 연구목적을 설명하고 허락하는 320명을 대상으로 하였으며, 그 중 부족한 부분이 있는 설문지는 제외하고 총 300명을 본 연구의 대상으로 하였다. 그리고본 연구자와 미리 교육된 연구보조원 4명이 직접 설문지를 설명하고 작성하여 회수하였다.
- 본 연구에서는 Ro(1988)가 중년기 성인을 대상으로 삶의 질을 측정하고자 개발한 도구를 연구대상자의 특성에 맞추어 간호과 교수 3인이 수정 보완한 도구로 측정한 점수이다. Ro(1988)의 연구에서는 6개 관련요인으로 정서상태, 경제생활, 자아존중감, 신체상태와 기능, 이웃관계와 가족관계, 영적상태가 포함된 38개의 항목이다.
- Cohen와 Hoberman(1983)이 개발한 척도로, Song (1991)이 번안한 척도로 측정한 점수를 말하는 것으로 4개의 요인으로 정보적 지지, 물질적 지지, 감정적 지지, 자존감 지지 등이 포함된 20개의 항목이다. 본 연구에서는 자존감 지지의 1개 요인의 4문항을 측정하였으며 지각하는 정도를 4점 척도로 측정한 점수로서 점수가 높을수록 사회적 지지가 높음을 의미한다. Song (1991)의 연구에서 Cronbach ⍺ = .
- Ro(1988)의 연구에서는 6개 관련요인으로 정서상태, 경제생활, 자아존중감, 신체상태와 기능, 이웃관계와 가족관계, 영적상태가 포함된 38개의 항목이다. 본 연구에서는 정서상태, 자아존중감, 영적상태의 3가지 요인의 18문항으로 측정하였고, 지각 하는 정도를 5점 척도로 측정한 점수로서 점수가 높을 수록 삶의 질이 높음을 의미한다. 이 도구의 개발당시 Cronbach's ⍺= .
- 본 연구의 가설모형은 6개의 외생변수(교육정도, 경제상태, 종교활동, 여가활동, 사회적 지지, 지각된 건강상태)와 3개의 내생변수(자아존중감, 우울, 건강증진행위)로 이루어졌으며, 6개의 외생변수는 각각 1개의 측정변수로 측정하였고, 3개의 내생변수 중 자아존중감과 우울은 각각 1개의 측정변수로 측정되었고, 건강증진행위는 4개의 측정변수로 측정하였으며, 삶의 질은 3개의 측정변수로 측정되어 총 15개의 측정변수가 포함되었다.
- 본 연구의 가설적 모형은 6개의 외생변수(교육, 경제상태, 종교활동, 여가활동, 사회적 지지, 지각된 건강상태)와 3개의 내생변수(자아존중감, 우울, 건강증진행위)로 구성되었으며, 총 26개의 가설적 경로를 설정하였다(Fig. 1).
- 본 연구의 모형은 검정결과 모형의 수정이 필요하여 모형수정을 실시하였다.
- 수정모형으로 변경 시 본 연구의 모형은 검정결과 모형의 수정이 필요하여 모형수정을 실시하였다. 수정 모형의 모수 추정치는 Table 4와 같다.
- 여성 독거노인의 삶의 질의 추정된 구조방정식의 타당성을 검증하는 방법으로 삶의 질을 종속변수로 하고 외생변수와 내생변수들을 독립변수로 하여 로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 종속변수로 선정된 여성 독거노인의 삶의 질을, 독립변수로는 연령, 교육정도, 경제 상태, 여가활동, 사회적 지지, 지각된 건강상태, 자아존중감, 우울, 건강증진행위를 선정하였다.
대상 데이터
- 본 연구의 대상자는 2004년 12월 2일부터 2005년 1월 25일까지 서울과 충청북도, 강원도에 거주하는 65세 이상이며, 혼자 사는 여성노인을 대상으로 하였다. 노인복지관 2개소, 경로당 3개소, 보건소 1개소, 사회복지관 2개소를 연구자가 방문하여 단순 무작위 추출로 본 연구목적을 설명하고 허락하는 320명을 대상으로 하였으며, 그 중 부족한 부분이 있는 설문지는 제외하고 총 300명을 본 연구의 대상으로 하였다. 그리고본 연구자와 미리 교육된 연구보조원 4명이 직접 설문지를 설명하고 작성하여 회수하였다.
- 본 연구에서는 공분산행렬을 분석 자료로 하였으며 모수 추정방법은 가중최소자승법을 이용하였고, 분석에 사용된 표본의 크기는 300개이었다.
- 본 연구의 대상자는 2004년 12월 2일부터 2005년 1월 25일까지 서울과 충청북도, 강원도에 거주하는 65세 이상이며, 혼자 사는 여성노인을 대상으로 하였다. 노인복지관 2개소, 경로당 3개소, 보건소 1개소, 사회복지관 2개소를 연구자가 방문하여 단순 무작위 추출로 본 연구목적을 설명하고 허락하는 320명을 대상으로 하였으며, 그 중 부족한 부분이 있는 설문지는 제외하고 총 300명을 본 연구의 대상으로 하였다.
데이터처리
- ∙ 로지스틱 회귀모형을 이용하여 수정모형의 타당성을 검증한다.
- 구조방정식이 독립변수를 각 요인의 요인점수를 이용한 것과는 달리 로지스틱 회귀분석에서는 각 요인들의 평균 요인점수를 이용하였다. 구조방정식은 선형 관계로 변수들 간의 관련성을 직접효과와 간접효과를 포함해서 평가하고 있고, 로지스틱 회귀분석은 비선형 관계로 변수들 간의 관련성을 직접효과 차원에서 평가하고 있다.
- 12a) 를 이용하여 분석하였다. 그리고 수정모형의 예측 타당성을 확인하기 위해 로지스틱회귀분석을 실시 하였다.
- 여성 독거노인의 삶의 질의 추정된 구조방정식의 타당성을 검증하는 방법으로 삶의 질을 종속변수로 하고 외생변수와 내생변수들을 독립변수로 하여 로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 종속변수로 선정된 여성 독거노인의 삶의 질을, 독립변수로는 연령, 교육정도, 경제 상태, 여가활동, 사회적 지지, 지각된 건강상태, 자아존중감, 우울, 건강증진행위를 선정하였다.
- 전반적인 적합도를 평가하기 위해 x2통계량, x2통계 량/df, 기초적합지수(Goodness of Fit Index: GFI), 조정 적합지수(Adjusted Goodness of Fit Index: AGFI), 원소간 평균 자승잔차(Root Mean Residual: RMR), 비표준 적합지수(Non Normed Fit Index: NNFI), 표준화 적합 지수(Normed Fit Index: NFI), 임계수(Critical Number: CN)를 이용하여 검증하였다. 본 연구의 가설적 모형에 대한 적합지수는 Table 2와 같다.
- 검증결과 모형의 적합도를 높이기 위하여 적합도를 검증하였다. 전반적인 적합도를 평가하기 위해카이자승치(x2= 271.090), x2 통계량/df(3.76), 기초적합지수(GFI = .853), 조정적합지수(AGFI = .766), 원소간 평균 자승잔차(RMR = .082), 비표준적합지수(NNFI = .85), 표준화 적합지수(NFI = .860), 임계수(CN =87.633)를 이용하여 검증하였다. 모형의 적합지수가 의미하는 바와 적합지수의 기준치는 다음과 같다.
이론/모형
- Cohen와 Hoberman(1983)이 개발한 척도로, Song (1991)이 번안한 척도로 측정한 점수를 말하는 것으로 4개의 요인으로 정보적 지지, 물질적 지지, 감정적 지지, 자존감 지지 등이 포함된 20개의 항목이다. 본 연구에서는 자존감 지지의 1개 요인의 4문항을 측정하였으며 지각하는 정도를 4점 척도로 측정한 점수로서 점수가 높을수록 사회적 지지가 높음을 의미한다.
- Rosenberg(1965)의 자아존중감 측정 척도를 Jeon (1989)이 번역 수정하여 사용한 도구를 이용하였다. 10개의 항목으로 지각하는 정도를 4점 척도로 측정한 점 수로서 점수가 높을수록 자아존중감이 높음을 의미한다.
- 가설적 모형의 모수추정(parameter estimates)은 가중 최소자승법에 의한 모수 추정치(β)와 고정지수(t값)와 SMC(Squared Multiple Correlation)를 이용하였다 (Table 1).
- 건강증진을 위한 행위로서 Walker, Sechrist와 Pender (1987)가 개발한 Health Promotion Lifestyle Profile을 Suh(1995)가 수정한 도구로 측정한 점수로, 건강증진 행위는 하위개념인 자아실현, 건강책임, 운동 및 영양, 스트레스 관리, 대인관계지지 등 5개 요인으로 구성되며, 본 연구에서는 자아실현, 건강책임, 운동 및 영양, 대인관계지지 4개 요인으로 40개 항목으로 구성하였다. 수행정도를 4점 척도로 측정한 점수로서 점수가 높을수록 건강증진행위 정도가 높음을 의미한다.
- 교육정도는 본 연구대상자의 80% 정도가 초등졸 이하이므로 추후 학력이 골고루 분포된 상태에서 여성 독거노인의 삶의 질에 영향을 미치는지를 확인하는 연구가 필요할 것으로 사료된다. 공변량 구조 분석으로 모형을 구축한 후 그 모형의 예측 타당성을 검증하는 수단으로 로지스틱 회귀모형을 적용하였다. 그 결과 여성 독거노인의 삶의 질에 유의한 변수는 연령, 경제상태, 자아존중감, 우울이 확인되었다.
- 그래서 선형 회귀모형이 가지는 구조적인 문제점을 해결할 수있기 때문에 최근 로지스틱 함수를 이용한 회귀분석이 많이 활용되고 있다. 이런 이유로 인해 본 연구에서는 Lisrel로 모형을 구축한 후 그 모형의 타당성을 검증하는 수단으로 로지스틱 회귀모형을 적용하였다.
성능/효과
- 수정모형에서는 자아존중감, 우울, 건강증진행위, 종교활동, 경제상태, 사회적 지지, 여가활동이 통계적으로 유의한 직접효과가 있는 변수로 나타났다. 간접효과가 있는 것으로 나타난 변수는 자아존중감, 우울, 사회적 지지 등으로 나타났으며, 특히 자아존중감은 직접효과보다 간접효과가 더크게 나타났다. 17개의 직접효과가 유의하였고, 7개의 간접효과가 유의하였으며, 총 효과는 22개 유의하였다.
- 수정모형에서는 자아존중감, 사회적 지지, 지각된 건강상태, 여가활동이 통계적으로 유의한 직접효과가 있는 변수로 나타났다. 간접효과가 있는 것으로 나타난 변수는 지각된 건강상태, 사회적 지지, 경제상태, 종교활동 등으로 나타났다.
- 건강증진행위를 내생변수로 한 외생변수의 관계를 살펴보면, 가설모형에서 유의한 영향을준 변수는 여가활동(γ = .155, t = 2.164), 자아존중감(β= .795, t = 2.219), 우울(β = -1.095, t = -2.160)로 나타났 으며, 수정모형에서는 여가활동, 지각된 건강상태, 자아존중감으로 나타났다.
- 건강증진행위에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 자아존중감(β = 2.063, t = 2.129)로 나타났다.
- 건강증진행위에 영향을 미치는 변수를 비교해 보면, 가설모형에서는 자아존중감(β = 2.063, t = 2.335)이고, 그 다음이 우울(β = -1.095, t = -2.160), 여가활동(γ = .186, t = 2.351) 순으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 건강증진행위에 유의한 영향을 준 변수는 여가활동 (γ = .155, t = 2.164), 자아존중감(β = .795, t = 2.219), 우울(β = -1.095, t = -2.160)로 나타났고 전체 예측 변수에 대한 건강증진행위의 설명력은 27.1%로 나타났다.
- 결론적으로 여성 독거노인의 삶의 질에 가장 영향력을 미치는 변수는 ‘자아존중감’이며, 그 다음으로 우울, 건강증진행위 등이 내생변수로 나타났다.
- 가설적 모형의 모수추정(parameter estimates)은 가중 최소자승법에 의한 모수 추정치(β)와 고정지수(t값)와 SMC(Squared Multiple Correlation)를 이용하였다 (Table 1). 경로계수의 통계적 유의성은 t값의 절대치로 알 수 있으며, t값의 절대치가 2.58 이상이면 99%에서 유의하며, t값의 절대치가 1.96 이상이면 95%에서 유의한 것으로 판단하였다.
- 공변량 구조 분석으로 모형을 구축한 후 그 모형의 예측 타당성을 검증하는 수단으로 로지스틱 회귀모형을 적용하였다. 그 결과 여성 독거노인의 삶의 질에 유의한 변수는 연령, 경제상태, 자아존중감, 우울이 확인되었다.
- 결론적으로 여성 독거노인의 삶의 질에 가장 영향력을 미치는 변수는 ‘자아존중감’이며, 그 다음으로 우울, 건강증진행위 등이 내생변수로 나타났다. 그 외에 여성 독거노인의 삶의 질에 영향을 미치는 외생변수로는 종교활동, 사회적 지지, 경제상태, 지각된 건강상태, 여가활동의 순으로 나타났다. 특히 지각된 건강상태는 여성 독거노인의 삶의 질에 직접적인 영향은 없으나 간접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 633으로 기준치 200 이하이므로 가설모형이 적합하지 않은 것으로 나타났다. 그러나 GFI = .853으로 기준치 .9에 가깝고, NFI = .860으로 기준치 1에 가깝고, RMR = .082으로 기준치 0에 가까우므로 가설모형이 적합한 것으로 나타났다. 이상과 같이 전반적 모형 적합지수를 검토한결과 x2통계량에서 가설모형과 자료간의 유의한 차이가 있는 것으로 나타났고, x2통계량/df, 조정적합지수 (AGFI), 비표준적합지수(NNFI), 임계수(CN)에서 기준치에 못 미쳤으나 나머지 적합지수에서 적합한 것으로 나타나 부분적인 수정이 필요하였다.
- 리고 자아존중감에 가장 영향을 미치는 요인은‘지각된 건강상태’이며, 그 다음이 ‘사회적 지지’이다. 그러므로 지각된 건강상태가 높고, 사회적 지지가 잘될수록 자아존중감이 높은 것을 알 수 있었다. Jeong와 Choi(2003)의 연구에서도 건강지각요인이 삶의 질에 영향을 미치는 요인이라고 하였다.
- 그리고 건강증진 행위 중에서 건강책임은 2.11 ± .67, 운동 및 영양은 2.20 ± .59, 자아실현은 2.35 ± .68, 대인관계지지 2.63 ± .69순으로 높게 나타났으며 대체적으로 건강 증진 행위를 잘 하는 것으로 나타났다.
- 내생변수 중 자아존중감은 2.70 ± .68로 중간정도인 것으로 나타났으며, 우울정도는 2.36 ± .89로 조금 우울한 편이었다.
- 또한 여가활동은 우울, 건강증진행위, 삶의 질에 각각 유의한 직접효과를 나타냈다. 즉, 여가활동을 잘 할수록 우울이 낮았으며, 건강증진행위를 잘 하였고 삶의 질이 높았다.
- 그러므로 우선 여성 독거노인의 우울을 사정하는 것이 바람직하며 우울정도를 최대한 저하시킬 수 있는 대책이 필요하다고 사료된다. 또한 우울에 영향을 미치는 요인은 자아존중감, 사회적 지지, 경제상태 순으로 나타났다. 그러므로 우울을 저하시키기 위하여 자아존중감을 증진시키고 사회적 지지를 향상시키며 경제상태를 높이는 것이 필요하다.
- 로지스틱 회귀모형을 분석한 결과 여성 독거노인의 삶의 질과 통계적으로 유의한 변수는 5% 유의수준에서 연령, 경제상태, 자아존중감, 우울 등으로 검출되었다(Table 5).
- 삶의 질에 가장 큰 영향을 미치는 변수를 가설모형과 비교해 보면, 가설모형에서는 자아존중감(β = 2.055, t = 3.193)이고, 그 다음이 우울(β = -1.837, t = -2.357), 여가활동(γ = .469, t = 5.668), 사회적 지지(γ = .190, t =3.215), 건강증진행위(γ = .165, t = 2.063) 순으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 삶의 질에 유의한 영향을 준 변수는 여가활동(γ = .435, t = 5.652), 사회적 지지(γ = .151, t = 3.150), 자아존중감(β = 1.027, t = 2.813), 우울(β = -1.341, t = -3.008), 건강증진행위(β = .165, t = 2.063)로 나타났고 삶의 질에 가장 큰 영향을 주는 변수는 우울과 자아존중감 순으로 나타났다.
- 삶의 질을 내생변수로 한 외생변수의 관계를 살펴보면, 가설모형에서 유의한 영향을 준 변수는 여가활동(γ = .435, t = 5.652), 사회적 지지(γ = .151, t = 3.150), 자아존중감(β = 1.027, t = 2.813), 우울(β = -1.341, t = -3.008), 건강증진행위(β = .165, t =2.063)로 나타났으며, 수정모형에서는 경제상태, 종교 활동, 여가활동, 사회적 지지, 자아존중감, 우울, 건강증진행위로 나타났다.
- 수정 모형의 부합도를 보면, x2= 59.163 p = .07로 가설모형보다 통계량 값이 작아졌고 p > .05로 나타나서 수정모형과 자료간의 유의한 차이가 없는 것으로 나타났고 x2/df = 1.02로 높은 수준의 적합기준치 1에 가까우므로 수정모형이 적합한 것으로 나타났다.
- 가설모형의 카이자승치, x2통계량/df, 조정 적합지수, 비표준적합지수, 임계수 적합지수에서 적합 하지 않은 것으로 나타나 모형수정을 실시하였다. 수정된 모형은 높은 부합도를 나타내어 수정모형의 적합도가 지지되었다.
- 351) 순으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 수정모형에서 자아존중감, 여가활동, 지각된 건강상태는 통계적으로 유의한 직접효과가 있는 변수로 나타났 으며, 자아존중감은 간접효과가 있는 것으로 나타났다.
- 523) 순으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 수정모형에서는 자아존중감, 사회적 지지, 지각된 건강상태, 여가활동이 통계적으로 유의한 직접효과가 있는 변수로 나타났다. 간접효과가 있는 것으로 나타난 변수는 지각된 건강상태, 사회적 지지, 경제상태, 종교활동 등으로 나타났다.
- 063) 순으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 수정모형에서는 자아존중감, 우울, 건강증진행위, 종교활동, 경제상태, 사회적 지지, 여가활동이 통계적으로 유의한 직접효과가 있는 변수로 나타났다. 간접효과가 있는 것으로 나타난 변수는 자아존중감, 우울, 사회적 지지 등으로 나타났으며, 특히 자아존중감은 직접효과보다 간접효과가 더크게 나타났다.
- 외생변수 중 교육정도는 평균 점수가 1.8 ± 1.04로 초등졸 정도의 학력이 평균이며, 경제상태는 평균 3.26± 1.05로 대체로 만족하는 것으로 나타났으며, 종교활동은 평균 2.93 ± 1.34로 보통 정도의 활동을 하였으며, 여가활동은 평균 3.29 ± 1.27로 대체로 활동을 잘 하는 편이었고, 사회적 지지는 평균 2.19점(SD = .84)로 중 정도 이상이었으며, 지각된 건강상태는 평균 2.00 ± .65로 건강한 편임을 알 수 있었다.
- 외생변수들이 내생변수에 영향을 주는 직접효과, 간접효과, 총 효과를 분석한 결과, 자아존중감에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 종교활동(γ = .416, t = 3.124)이며, 여가 활동은 효과계수가 크게 나타났으나 통계적으로 유의 하지는 않았다.
- 우울에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 자아존중감(β = -.694, t = -2.660)이며, 교육정도는 효과 계수가 크게 나타났으나 통계적으로 유의하지는 않았다.
- 우울에 영향을 미치는 변수를 비교해 보면, 가설모형에서는 자아존중감(β = -.694, t = -2.660)이고, 그 다음이 사회적 지지(γ = -.262, t = -2.523) 순으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 우울에 유의한 영향을 준 변수는 사회적 지지(γ =-.248, t = -2.511), 자아존중감(β = -.694, t = -2.660)으로 나타났고 우울에 가장 큰 영향을 주는 변수는 자아존중감이었다.
- 우울은 여성 독거노인의 삶의 질에 두 번째로 영향을 미치는 요인으로 나타났다. 선행연구를 보면, 시설 노인을 대상으로 한 Song(2000)의 연구에서는 인지, 건강상태, 우울, 일상생활 동작 중에서 우울이 삶의 질에 가장 영향을 미친다고 하였고, 저소득노인을 대상으로 한 Yim와 Lee(2003)의 연구에서도 우울을 감소시킴으로 삶의 질을 높일 수 있는 정서적 간호중재 프로그램이 필요하다고 하였다.
- 우울을 내생변수로 한 외생변수의 관계를 살펴보면, 가설모형에서 유의한 영향을 준 변수는 사회적 지지(γ = -.248, t = -2.511), 자아존중감(β= -.694, t = -2.660)으로 나타났으며, 수정모형에서는 여가활동, 사회적 지지, 지각된 건강상태, 자아존중감 으로 나타났다.
- 082으로 기준치 0에 가까우므로 가설모형이 적합한 것으로 나타났다. 이상과 같이 전반적 모형 적합지수를 검토한결과 x2통계량에서 가설모형과 자료간의 유의한 차이가 있는 것으로 나타났고, x2통계량/df, 조정적합지수 (AGFI), 비표준적합지수(NNFI), 임계수(CN)에서 기준치에 못 미쳤으나 나머지 적합지수에서 적합한 것으로 나타나 부분적인 수정이 필요하였다.
- 이상에서와 같이 직접적인 효과를 나타내는 경로를 26개 설정하였는데 가설모형에서는 이 중 13개의 경로가 직접, 간접효과를 나타내어 유의한 경로로 확인되었다. 본 가설적 모형에 대한 경로의 도해(path diagram)는 Fig.
- 자아존중감에 영향을 미치는 변수를 비교해 보면, 가설모형에서는 종교활동(γ = .416, t = 3.124)이고, 그다음이 사회적 지지(γ = .127, t = 2.941), 경제상태(γ = .034, t = 3.124) 순으로 영향을 미치는 것으로 나타났 으며, 수정모형에서는 지각된 건강상태, 사회적 지지, 경제상태, 종교활동 순으로 직접효과를 미치는 것으로 나타났다.
- 자아존중감에 유의한 영향을 준 변수는 경제상태(γ = .034, t = 2.170), 종교활동(γ = .416, t = 3.124), 사회적 지지(γ = .127, t = 2.941)로 나타났고 자아존중감에 가장 큰 영향을 주는 변수는 종교활동으로 나타났다.
- 자아존중감은 29%에서 30.2%로 우울은 48.8%에서 49.7%로 큰 변화가 없이 조금 높아졌으며, 건강증진 생활양식은 27.1%에서 21.5%로 조금 낮아졌고, 삶의 질은 57.2%에서 71.4%로 많이 높아졌다.
- 자아존중감을 내생변수로 한 외생 변수의 관계를 살펴보면, 가설모형에서 유의한 영향을준 변수는 경제상태(γ = .034, t = 2.170), 종교활동(γ = .416, t = 3.124), 사회적 지지(γ = .127, t = 2.941)로 나타났으며, 수정모형에서는 경제상태, 종교활동, 사회적 지지로 나타났다.
- 941)로 나타났고 자아존중감에 가장 큰 영향을 주는 변수는 종교활동으로 나타났다. 전체 예측 변수에 대한 자아존중감의 설명력은 29%로 나타났다.
- 또한 여가활동은 우울, 건강증진행위, 삶의 질에 각각 유의한 직접효과를 나타냈다. 즉, 여가활동을 잘 할수록 우울이 낮았으며, 건강증진행위를 잘 하였고 삶의 질이 높았다. 그러므로 여성 독거노인에게 있어서 여가활동은 삶의 질을 높이는데 중요한 변수임을 알수 있다.
- 063)로 나타났으며, 수정모형에서는 경제상태, 종교 활동, 여가활동, 사회적 지지, 자아존중감, 우울, 건강증진행위로 나타났다. 총 26개의 경로 중 19개의 계수 추정치가 유의하게 나타났다.
- 추정된 구조방정식에서 유의하게 판명된 결과를 분석해보면 여가활동, 사회적 지지, 건강상태 등의 변수들의 유의성을 검출하지 못하고 있음을 알 수 있다. 이러한 차이가 나는 이유는 공변량 구조 모형식에서 변수들 간의 공분산을 이용하여 분석하는데 반해 로지스틱 회귀모형에서는 이를 고려하지 않기 때문이다.
- 3%의 설명력을 나타냈다. 특히 삶의 질에 미치는 자아존중감의 효과는 직접효과보다 간접효과가 더큰 것으로 확인되었다. 그러므로 자아존중감에 영향을 미치는 외생변수를 확인하고 향상시키는 것이 결국 삶의 질을 높이는 결과를 가져오게 된다는 것을알 수 있다.
- 그 외에 여성 독거노인의 삶의 질에 영향을 미치는 외생변수로는 종교활동, 사회적 지지, 경제상태, 지각된 건강상태, 여가활동의 순으로 나타났다. 특히 지각된 건강상태는 여성 독거노인의 삶의 질에 직접적인 영향은 없으나 간접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 교육정도는 본 연구대상자의 80% 정도가 초등졸 이하이므로 추후 학력이 골고루 분포된 상태에서 여성 독거노인의 삶의 질에 영향을 미치는지를 확인하는 연구가 필요할 것으로 사료된다.
후속연구
- 특히 지각된 건강상태는 여성 독거노인의 삶의 질에 직접적인 영향은 없으나 간접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 교육정도는 본 연구대상자의 80% 정도가 초등졸 이하이므로 추후 학력이 골고루 분포된 상태에서 여성 독거노인의 삶의 질에 영향을 미치는지를 확인하는 연구가 필요할 것으로 사료된다. 공변량 구조 분석으로 모형을 구축한 후 그 모형의 예측 타당성을 검증하는 수단으로 로지스틱 회귀모형을 적용하였다.
- 또한 중년여성에게도 행복한 노후를 준비하기 위해서는 자아존중감 향상을 위한 교육이 선행되어야 한다. 그리고 우울과 건강증진행위 등도 여성 독거노인의 삶의 질에 큰 영향을 미치는 점을 고려하여 우울을 감소시키는 프로그램과 건강증진행위를 증진시키는 프로그램 개발이 필요하다. 이런 프로그램이 학교나 보건소, 노인복지기관, 병원, 요양원 등에서 실제로 적용되면 간호 실무에 많은 실제적인 도움이 될 것이다.
- 둘째, 질적 연구를 통하여 여성 독거노인의 삶의 질에 관한 이론을 구축할 것을 제언한다.
- 첫째, 여성 독거노인의 삶의 질을 증진시킬 수 있도록 자아존중감을 증가시키는 프로그램 개발과 우울을 감소시키는 프로그램개발을 제언한다.
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