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문제 정의
- 따라서 본 연구는 장기요양기관에 입소한 장기요양시설급여 노인을 대상으로 이들의 신체적, 정신적 기능 및 구강건강영향지수가 삶의 질에 미치는 영향을 알아보고자 시도하였다.
- 본 연구는 일부 대도시의 장기요양시설에 장기요양인정자로 판정받은 시설급여노인을 대상으로 이들의 신체적 및 정신적 기능과 구강건강영향지수가 삶의 질에 미치는 영향력을 파악하고자 시행하였다.
- 본 연구는 장기요양시설 노인의 신체적 기능(ADL, IADL), 정신적 기능(CES-D, MMSE-K) 및 구강건강영향지수(OHIP-14)가 삶의 질(WHOQOL-BREF)에 미치는 영향을 알아보고자 시도하였다. 조사대상은 D광역시에 소재하고 있는 장기요양시설에서 장기요양인정자로 판정받고 수용되어 있는 시설급여노인 602명으로 하였다.
가설 설정
- 대전시 장기요양시설의 입소 노인의 구강건강영향지수는 신체적 기능에 영향을 주고, 이 두 개의 변수가 정신적 기능과 삶의 질에 영향을 줄 것으로 가정하여 가설적 모형을 구축하였다. 우선 직접적으로 측정이 불가능한 구강건강영향지수, 신체적 기능, 정신적 기능 및 삶의 질을 잠재변수로 구성하였고, 모델에 따른 구강건강영향지수의 측정변수로는 기능적 한계(functional limitation), 신체적 불편(physical discomfort), 정신적 불안(psychological discomfort), 신체적 장애(physicaldisability), 정신적 장애(psychological disability), 사회적 장애(social disability), 핸디캡(handicap)점수로 하였으며, 신체적 기능의 측정변수로는 K-ADL과 K-IADL점수로 하였으며, 정신적 기능의 측정변수로는 CES-D와 MMSE-K로 부터 측정한 우울과 인지기능장애 점수로 하였다.
제안 방법
- OARS의 IADL은 전화사용, 장거리 여행, 시장보기, 식사준비, 집안 일하기, 약 먹기 및 금전관리 등 7개 항목의 일상생활을 질문하도록 되어 있다. 7가지의 일상생활 항목은 「도움 필요 없음」, 「약간 도움 필요」, 「수행 불가능」으로 구분하였고, 평가는「도움 필요 없음」 3점, 「약간 도움 필요」 2점, 「수행 불가능」 1점을 부여하여 총 득점 합계(7-21점)를 산정하여 비교하였다. 한편, 정상군과 기능장애군으로 구분하기 위해 모든 항목에서 도움이 필요 없는 경우는 「정상범위노인 군」으로 하였고, 1개 항목 이상에서 약간 도움이 필요하거나 수행 불가능한 경우는 「기능장애노인 군」으로 평가하였다.
- 신체적 기능으로는 일상생활수행능력(Activity of Daily Living; ADL)과 도구적 일상생활수행능력(Instrumental Activity of Daily Living; IADL)을 측정하였다. ADL은 Katz Index[19]를 사용하여 목욕하기, 옷 갈아입기, 화장실 이용, 식사하기, 이동하기 및 대소변 가리기 등 6개 항목에 대해 조사하였으며, 6개 항목은 「도움 필요 없음」, 「약간 도움 필요」, 「수행 불가능」으로 구분하였고, 평가는 「도움 필요 없음」 3점, 「약간 도움 필요」 2점, 「수행 불가능」 1점을 부여하여 총득점 합계(6-18점)를 산정하여 비교하였다. 한편, 정상범위노인 군과 기능장애노인 군으로 구분하기 위해 모든 항목에서 도움이 필요 없는 경우는 정상범위노인 군으로 1개 항목 이상에서 약간 도움이 필요하거나 수행 불가능한 경우는 기능장애노인 군으로 구분하였다.
- 0)을 사용하여 AMOS에 의한 Spearman 상관계수행렬(Spearman's correlation coefficient matrix)을 사용하였으며 최대우도법(maximum likelihood method)으로 모수를 추정하였다. 구조방정식에 사용된 변수는 각 모형 구성요소를 잠재변수로 하고 각각의 구성요소에 해당하는 변수들을 관측변수로 선택하였다. 변수의 선택은 각 경로에 대한 개별적인 단순분석에서 유의한 관련성을 가지고 이론적인 모형을 지지하면서도 모형 적합도에 있어서 적절한 모형을 구성하는 변수를 선택하였다.
- 다음으로 변수들 간의 단변량분석을 시행한 후 연구의 이론적 틀에 부합하고, 단변량분석에서 유의한 변수들을 선정하여 공분산구조분석 모형설정을 실행하였다. 구조방정식모형의 입력행렬은 대부분 SPSSWIN(ver19.
- 구조방정식에 사용된 변수는 각 모형 구성요소를 잠재변수로 하고 각각의 구성요소에 해당하는 변수들을 관측변수로 선택하였다. 변수의 선택은 각 경로에 대한 개별적인 단순분석에서 유의한 관련성을 가지고 이론적인 모형을 지지하면서도 모형 적합도에 있어서 적절한 모형을 구성하는 변수를 선택하였다. 모형적합도 검정은 구조방정식모형의 기초부합치(Goodness of Fit Index; GFI)와 자유도를 고려한 조정부합치(Adjusted Goodness of Fit Index; AGFI), 원소 간 평균차이(Root Mean square Residual; RMR) 및 근사제곱근평균제곱 오차(Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA)를 구하였다.
- 조사대상 장기요양시설의 입소 노인들의 삶의 질(WHOQOL-BREF)에 영향을 미치는 구강건강 영향지수(OHIP-14), 신체적 기능(ADL, IADL) 및 정신적 기능(CES-D, MMSE-K) 간의 인과관계를 추정하기 위하여 공분산 구조분석을 실시 하였다. 본 연구에서는 1개의 외생개념(구강건강영향지수)과 3개의 내생개념(신체적 기능, 정신적 기능 및 삶의 질)을 이론적 변수로 모델을 구축하여 구강건강영향지수, 신체적 기능, 정신적 기능 및 삶의 질 간의 상관관계로 구성하였다. 한편, 모델에 따른 구강건강영향지수의 관측변수로는 기능적 한계(functional limitation), 신체적 불편(physical discomfort), 정신적 불안(psychological discomfort), 신체적 장애(physical disability), 정신적 장애(psychological disability), 사회적 장애(social disability), 핸디캡(handicap)으로 하였다.
- 생활비조달원은 「자신 또는 배우자」, 「자녀」, 「정부의 보조」로 구분하였고, 요양기간은 「1년 미만」, 「1∼3년」, 「4년 이상」으로 구분하였으며, 가족의 방문횟수는 「자주(월 4회 이상)」, 「가끔(월 1∼3회)」, 「거의 없음(월 1회 이하)」, 「없음」으로 구분하였다.
- 신체적 기능으로는 일상생활수행능력(Activity of Daily Living; ADL)과 도구적 일상생활수행능력(Instrumental Activity of Daily Living; IADL)을 측정하였다. ADL은 Katz Index[19]를 사용하여 목욕하기, 옷 갈아입기, 화장실 이용, 식사하기, 이동하기 및 대소변 가리기 등 6개 항목에 대해 조사하였으며, 6개 항목은 「도움 필요 없음」, 「약간 도움 필요」, 「수행 불가능」으로 구분하였고, 평가는 「도움 필요 없음」 3점, 「약간 도움 필요」 2점, 「수행 불가능」 1점을 부여하여 총득점 합계(6-18점)를 산정하여 비교하였다.
- 한편, 모델에 따른 구강건강영향지수의 관측변수로는 기능적 한계(functional limitation), 신체적 불편(physical discomfort), 정신적 불안(psychological discomfort), 신체적 장애(physical disability), 정신적 장애(psychological disability), 사회적 장애(social disability), 핸디캡(handicap)으로 하였다. 신체적 기능의 관측변수로는 ADL과 IADL로 하였고, 정신적 기능의 관측변수로는 CES-D와 MMSE-K로 하였으며, 삶의 질에 대한 관측변수로는 신체적 건강(physical health), 심리상태(mentality), 사회적 관계(social relationship), 생활환경(life environment)로 하였다[Figure 1].
- 대전시 장기요양시설의 입소 노인의 구강건강영향지수는 신체적 기능에 영향을 주고, 이 두 개의 변수가 정신적 기능과 삶의 질에 영향을 줄 것으로 가정하여 가설적 모형을 구축하였다. 우선 직접적으로 측정이 불가능한 구강건강영향지수, 신체적 기능, 정신적 기능 및 삶의 질을 잠재변수로 구성하였고, 모델에 따른 구강건강영향지수의 측정변수로는 기능적 한계(functional limitation), 신체적 불편(physical discomfort), 정신적 불안(psychological discomfort), 신체적 장애(physicaldisability), 정신적 장애(psychological disability), 사회적 장애(social disability), 핸디캡(handicap)점수로 하였으며, 신체적 기능의 측정변수로는 K-ADL과 K-IADL점수로 하였으며, 정신적 기능의 측정변수로는 CES-D와 MMSE-K로 부터 측정한 우울과 인지기능장애 점수로 하였다. 삶의 질에 대한 측정변수로는 WHOQOL-BREF척도로부터 측정한 신체적 건강(physical health), 심리적 건강(mental health), 사회적건강(social health) 및 생활환경(environmental life) 영역을 삶의 질 점수로 하였다.
- 인구사회학적 특성을 나타내는 변수로는 성, 연령, 교육정도, 배우자 유무, 생활비 조달, 요양기간, 가족의 방문횟수 등을 조사하였다. 연령은 「65～74세」와 「75세 이상」으로 구분하였고, 교육정도는 「무학」, 「초등학교」 및 「중학교 이상」으로 구분하였다.
- 자료 수집은 2014년 5월 1일부터 6월 30일까지 기간 동안 구조화된 설문지를 이용한 직접면접조사와 구강검사를 실시하였다. 면접조사는 정신적, 신체적 질환으로설문조사가 불가능한 노인을 제외한 의사소통이 가능하며, 면접조사에 응할 수 있는 노인을 대상으로 사전에 교육시킨 치과위생사 3명과 치위생과 학생 5명이 각 요양시설을 방문하여 해당 장기요양기관의 담당자와 요양보호사의 도움을 받아 이루어 졌다.
- 정신적 기능으로는 우울수준과 인지기능장애를 측정하였다. 우울수준의 평가는 미국의 National Institute of Mental Health(NIMH)에서 역학조사용으로 개발한 The Center for Epidemiologic Studies Depression Scale(CES-D)을 사용하였다[21,22].
- MMSE-K는 한국 노인들에게 적용할 수 있도록 표준화한 것으로 최고 점수는 30점이며, 점수가 높을수록 인지기능이 좋음을 의미한다. 조사내용은 시간과 장소에 대한 지남력, 기억등록, 기억회상, 주의집중 및 계산, 언어기능, 이해와 판단력 등으로 구성되어 있다. 무학에 대한 보정이 가능하며 19점 이하를 「확정적 인지기능장애」, 20-23점은 「인지기능장애의심」, 24점 이상은「확정적 정상」으로 판단하였다.
- 조사대상은 D광역시에 소재하고 있는 장기요양시설에서 장기요양인정자로 판정받고 수용되어 있는 시설급여노인 602명으로 하였다. 조사는 2014년 5월 1일부터 6월 30일까지의 기간 동안에 구조화된 설문지를 이용한 직접면접조사를 실시하였다. 주요 연구결과는 다음과 같다.
- 구강검사는 관찰조사법으로 세계보건기구에서 권장하는 구강실태검사법에 의하여 실시하였다. 치경과 인공조명을 이용하여 치과의사 1인이 구강검사를 실시하고, 치과위생사 1인이 구강검사기준으로 기록하게하며, 치위생과 학생 2인이 보조하였다.
- 본 연구에서는 1개의 외생개념(구강건강영향지수)과 3개의 내생개념(신체적 기능, 정신적 기능 및 삶의 질)을 이론적 변수로 모델을 구축하여 구강건강영향지수, 신체적 기능, 정신적 기능 및 삶의 질 간의 상관관계로 구성하였다. 한편, 모델에 따른 구강건강영향지수의 관측변수로는 기능적 한계(functional limitation), 신체적 불편(physical discomfort), 정신적 불안(psychological discomfort), 신체적 장애(physical disability), 정신적 장애(psychological disability), 사회적 장애(social disability), 핸디캡(handicap)으로 하였다. 신체적 기능의 관측변수로는 ADL과 IADL로 하였고, 정신적 기능의 관측변수로는 CES-D와 MMSE-K로 하였으며, 삶의 질에 대한 관측변수로는 신체적 건강(physical health), 심리상태(mentality), 사회적 관계(social relationship), 생활환경(life environment)로 하였다[Figure 1].
- 7가지의 일상생활 항목은 「도움 필요 없음」, 「약간 도움 필요」, 「수행 불가능」으로 구분하였고, 평가는「도움 필요 없음」 3점, 「약간 도움 필요」 2점, 「수행 불가능」 1점을 부여하여 총 득점 합계(7-21점)를 산정하여 비교하였다. 한편, 정상군과 기능장애군으로 구분하기 위해 모든 항목에서 도움이 필요 없는 경우는 「정상범위노인 군」으로 하였고, 1개 항목 이상에서 약간 도움이 필요하거나 수행 불가능한 경우는 「기능장애노인 군」으로 평가하였다. IADL의 내적 일치도를 나타내는 Cronbach‘s α값은 0.
- ADL은 Katz Index[19]를 사용하여 목욕하기, 옷 갈아입기, 화장실 이용, 식사하기, 이동하기 및 대소변 가리기 등 6개 항목에 대해 조사하였으며, 6개 항목은 「도움 필요 없음」, 「약간 도움 필요」, 「수행 불가능」으로 구분하였고, 평가는 「도움 필요 없음」 3점, 「약간 도움 필요」 2점, 「수행 불가능」 1점을 부여하여 총득점 합계(6-18점)를 산정하여 비교하였다. 한편, 정상범위노인 군과 기능장애노인 군으로 구분하기 위해 모든 항목에서 도움이 필요 없는 경우는 정상범위노인 군으로 1개 항목 이상에서 약간 도움이 필요하거나 수행 불가능한 경우는 기능장애노인 군으로 구분하였다. ADL의 내적 일치도를 나타내는 Cronbach's α값은 0.
대상 데이터
- 본 연구의 조사대상은 D광역시에 소재하고 있는 30개 장기요양시설에 수용되어 있는 시설급여노인을 대상으로 하였다. 조사대상 표본의 추출은 G*power 3.
- 05로 산출 결과, 최소 표본 수는 548명이었고 탈락률을 고려하여 660명을 조사 대상으로 하였다. 조사대상 추출은 30개 요양시설에서 균등하게 22명씩 660명을 무작위 추출하였으며, 면접조사 결과 응답내용이 미비하거나 불확실한 설문 응답자 48명을 제외한 602명(회수율 91.2%)의 자료를 분석대상으로 하였다.
- 본 연구의 조사대상은 D광역시에 소재하고 있는 30개 장기요양시설에 수용되어 있는 시설급여노인을 대상으로 하였다. 조사대상 표본의 추출은 G*power 3.1 프로그램[18]을 이용하여 효과크기 0.10, 검정력 0.95, 유의수준 0.05로 산출 결과, 최소 표본 수는 548명이었고 탈락률을 고려하여 660명을 조사 대상으로 하였다. 조사대상 추출은 30개 요양시설에서 균등하게 22명씩 660명을 무작위 추출하였으며, 면접조사 결과 응답내용이 미비하거나 불확실한 설문 응답자 48명을 제외한 602명(회수율 91.
- 본 연구는 장기요양시설 노인의 신체적 기능(ADL, IADL), 정신적 기능(CES-D, MMSE-K) 및 구강건강영향지수(OHIP-14)가 삶의 질(WHOQOL-BREF)에 미치는 영향을 알아보고자 시도하였다. 조사대상은 D광역시에 소재하고 있는 장기요양시설에서 장기요양인정자로 판정받고 수용되어 있는 시설급여노인 602명으로 하였다. 조사는 2014년 5월 1일부터 6월 30일까지의 기간 동안에 구조화된 설문지를 이용한 직접면접조사를 실시하였다.
데이터처리
- 조사대상자의 신체기능, 정신적 기능 및 구강건강영향지수에 따른 구강건강관련 삶의 질을 비교하기 위해 t-test와 one-way ANOVA를 실시하였다. 또한 신체기능, 정신적기능 및 구강건강영향지수와 삶의 질 간의 상관관계를 알아보기 위하여 Pearson 상관분석을 하였다.
- 변수의 선택은 각 경로에 대한 개별적인 단순분석에서 유의한 관련성을 가지고 이론적인 모형을 지지하면서도 모형 적합도에 있어서 적절한 모형을 구성하는 변수를 선택하였다. 모형적합도 검정은 구조방정식모형의 기초부합치(Goodness of Fit Index; GFI)와 자유도를 고려한 조정부합치(Adjusted Goodness of Fit Index; AGFI), 원소 간 평균차이(Root Mean square Residual; RMR) 및 근사제곱근평균제곱 오차(Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA)를 구하였다. 최종적으로 외생잠재변수(exogenous latent variable)로는 신체적 기능을 구조방정식모형에 포함시켰다.
- 수집된 자료는 전산입력 후 단변량분석에는 SPSSWIN(ver 19.0) 프로그램을 사용 하였고, 공분산구조분석에는 Amos(ver 18.0) 프로그램을 사용하였다. 조사대상자의 신체기능, 정신적 기능 및 구강건강영향지수에 따른 구강건강관련 삶의 질을 비교하기 위해 t-test와 one-way ANOVA를 실시하였다.
- 조사대상 장기요양시설의 입소 노인들의 삶의 질(WHOQOL-BREF)에 영향을 미치는 구강건강 영향지수(OHIP-14), 신체적 기능(ADL, IADL) 및 정신적 기능(CES-D, MMSE-K) 간의 인과관계를 추정하기 위하여 공분산 구조분석을 실시 하였다. 본 연구에서는 1개의 외생개념(구강건강영향지수)과 3개의 내생개념(신체적 기능, 정신적 기능 및 삶의 질)을 이론적 변수로 모델을 구축하여 구강건강영향지수, 신체적 기능, 정신적 기능 및 삶의 질 간의 상관관계로 구성하였다.
- 0) 프로그램을 사용하였다. 조사대상자의 신체기능, 정신적 기능 및 구강건강영향지수에 따른 구강건강관련 삶의 질을 비교하기 위해 t-test와 one-way ANOVA를 실시하였다. 또한 신체기능, 정신적기능 및 구강건강영향지수와 삶의 질 간의 상관관계를 알아보기 위하여 Pearson 상관분석을 하였다.
이론/모형
- 구강건강영향지수의 측정은 Slade와 Spencer[25]에 의해 개발된 구강영향지수(Oral Health Impact Profile, OHIP-49)를 우리나라 현실에 맞게 번안하여 신뢰도와 타당도가 검증된 OHIP-14를 사용하였다. OHIP-14는 총 14개 항목인 기능적 한계(functional limitation) 2문항, 신체적 불편(physical discomfort) 2문항, 정신적 불안(psychological discomfort) 2문항, 신체적 장애(physical disability) 2문항, 정신적 장애(psychological disability) 2문항, 사회적 장애(social disability) 2문항, 핸디캡(handicap) 2문항으로 구성되어 있으며, 각 항목마다 5점 척도를 이용하여 구강건강에 대한 문제를 경험한 내용으로「전혀 없다」1점,「거의 없다」2점,「가끔 있다」3점,「자주 있다」4점,「매우 자주 있다」5점의 점수를 부여하고, 통계분석 시 구강건강상태가 가장 높은 항목을 5점으로 역 산출 한다.
- 면접조사는 정신적, 신체적 질환으로설문조사가 불가능한 노인을 제외한 의사소통이 가능하며, 면접조사에 응할 수 있는 노인을 대상으로 사전에 교육시킨 치과위생사 3명과 치위생과 학생 5명이 각 요양시설을 방문하여 해당 장기요양기관의 담당자와 요양보호사의 도움을 받아 이루어 졌다. 구강검사는 관찰조사법으로 세계보건기구에서 권장하는 구강실태검사법에 의하여 실시하였다. 치경과 인공조명을 이용하여 치과의사 1인이 구강검사를 실시하고, 치과위생사 1인이 구강검사기준으로 기록하게하며, 치위생과 학생 2인이 보조하였다.
- 구조방정식모형의 입력행렬은 대부분 SPSSWIN(ver19.0)을 사용하여 AMOS에 의한 Spearman 상관계수행렬(Spearman's correlation coefficient matrix)을 사용하였으며 최대우도법(maximum likelihood method)으로 모수를 추정하였다.
- 삶의 질 측정은 세계보건기구에서 개발한 삶의 질 척도(World Health Organization WHOQOL-BREF Quality of Life Assessment)[26]를 Min 등[27]에 의해 표준화한 한국판 WHOQOL-BREF를 사용하였다. 본 연구에서 사용한 한국판 WHOQOL-BREF는 4개 영역의 24문항(신체적 건강영역 7문항, 심리적 영역 6문항, 사회적 관계 영역 3문항, 생활환경 영역 8문항)으로 구성되어 있으며, 각 문항마다 5점 척도를 이용하여 「전혀 그렇지 않다」 1점, 「그렇지 않다」 2점, 「그저 그렇다」 3점, 「그렇다」 4점, 「정말 그렇다」 5점을 주었고, 부정적인 문항에는 역으로 「전혀 그렇지 않다」 5점, 「그렇지 않다」 4점, 「그저 그렇다」 3점, 「그렇다」 2점, 「정말 그렇다」 1점을 주어 총득점 합계(범위: 24～120점)를 산정하며, 점수가 높을수록 삶의 질 정도가 높음을 의미한다.
- 우선 직접적으로 측정이 불가능한 구강건강영향지수, 신체적 기능, 정신적 기능 및 삶의 질을 잠재변수로 구성하였고, 모델에 따른 구강건강영향지수의 측정변수로는 기능적 한계(functional limitation), 신체적 불편(physical discomfort), 정신적 불안(psychological discomfort), 신체적 장애(physicaldisability), 정신적 장애(psychological disability), 사회적 장애(social disability), 핸디캡(handicap)점수로 하였으며, 신체적 기능의 측정변수로는 K-ADL과 K-IADL점수로 하였으며, 정신적 기능의 측정변수로는 CES-D와 MMSE-K로 부터 측정한 우울과 인지기능장애 점수로 하였다. 삶의 질에 대한 측정변수로는 WHOQOL-BREF척도로부터 측정한 신체적 건강(physical health), 심리적 건강(mental health), 사회적건강(social health) 및 생활환경(environmental life) 영역을 삶의 질 점수로 하였다.
- 정신적 기능으로는 우울수준과 인지기능장애를 측정하였다. 우울수준의 평가는 미국의 National Institute of Mental Health(NIMH)에서 역학조사용으로 개발한 The Center for Epidemiologic Studies Depression Scale(CES-D)을 사용하였다[21,22]. CES-D는 총 20개 항목으로 구성되어 있으며, 각 항목마다 4점 척도를 이용하여 부정적인 문항에는 「그렇지 않다」 0점, 「가끔 그렇다」 1점, 「자주 그렇다」 2점, 「항상 그렇다」 3점의 점수를 주었고, 긍정적인 문항에는 역으로 「그렇지 않다」 3점, 「가끔 그렇다」 2점, 「자주 그렇다」 1점, 「항상 그렇다」 0점의 점수를 주어 총득점 합계 60점을 만점으로 하고 있으며, 16점 이상의 경우를 우울상태로 판정하고 있다.
- 769이었다. 인지기능장애의 측정은 Folstein 등[23]이 개발한 간이 정신상태 검사(Mini-Mental State Examination; MMSE)를 Park 등[24]에 의해 표준화된 한국판 간이 정신상태 검사 도구(Mini-Mental State Examination-Korea; MMSE-K)를 이용하였다. MMSE-K는 한국 노인들에게 적용할 수 있도록 표준화한 것으로 최고 점수는 30점이며, 점수가 높을수록 인지기능이 좋음을 의미한다.
성능/효과
- 1. 조사대상자의 삶의 질은 구강건강영향지수가 높은 군보다 낮은 군에서, 신체적 기능이 정상범위인 노인 군보다 기능장애노인 군에서, 정신적 기능이 정상 군보다 인지기능장애 군에서 유의하게 낮았다.
- 2. 조사대상자의 삶의 질은 구강건강영향지수, 일상생활수행능력, 도구적 일상생활수행능력 및 인지기능장애와 유의한 양의 상관관계를 나타낸 반면, 우울과는 유의한 음의 상관관계를 나타내었다.
- 3. 공분산구조분석 결과, 조사대상자의 정신적 기능은 신체적 기능이나 구강건강영향지수보다 삶의 질에 더 큰 영향을 미쳤으며, 신체적 기능과 구강건강영향지수가 높을수록, 정신적 기능이 높을수록 삶의 질을 증가시키는 효과가 있는 것으로 나타났다.
- ADL에 따른 삶의 질 평균점수는 정상범위인 노인 군에서 85.9±12.4점, 기능장애노인 군에서 69.0±14.1점으로 정상범위인 노인 군보다 기능장애노인 군에서 유의하게 낮았다(p=0.000).
- IADL에 따른 삶의 질 평균점수는 정상범위인 노인 군에서 91.0±12.0점, 기능장애노인 군에서 70.9±14.8점으로 정상범위인 노인 군보다 기능장애노인 군에서 유의하게 낮았다(p=0.000).
- 8% 설명하고 있음을나타낸다. 「삶의질」의경우는「구강건강영향지수」, 「신체적 건강」및「정신적 건강」에 의해서 설명되는 분산이 0.698로 나타났으며 이는「구강건강영향지수」, 「신체적 건강」및「정신적 건강」이 「삶의 질」을 69.8% 설명하고 있음을 나타낸다. 이상의 경로계수는 「삶의 질」에 대한 「구강건강영향지수」와 「정신적 건강」에 대한 「구강건강영향지수」는 5% 수준으로, 나머지는 모두 1% 수준으로 유의하였으며, 「삶의 질」에 미치는 「구강건강영향지수」,「신체적 건강」 및 「정신적건강」간의 인과관계가 추정되었다[Table 6][Figure 2].
- 공분산구조분석 결과 우울과 인지기능장애와 같은 정신적 기능은 ADL과 IADL과 같은 신체적 기능이나 구강건강영향지수보다 삶의 질에 더 큰 영향을 미쳤으며,신체적 기능과 구강건강영향지수가 높을수록, 정신적 기능이 높을수록 삶의 질을 증가시키는 효과가 있는 것으로 나타났다. 한편, 구강건강영향지수와 신체적 기능이 높을수록 정신적 기능을 증가시키는 효과가 있는 것으로 나타났다.
- 구강건강영향지수(OHIP-14), 일상생활수행능력(ADL), 도구적 일상생활수행능력(IADL), 우울(CES-D) 및 인지기능장애(MMSE-K)와 삶의 질 간의 상관관계를 보면, 구강건강영향지수, 일상생활수행능력, 도구적 일상생활수행능력 및 인지기능장애가 좋지 않을수록 삶의 질이 낮았으며, 우울수준이 높을수록 삶의 질이 낮았다. 이와 같은 결과는 노인의 삶의 질은 일상생활수행능력, 도구적 일상생활수행능력 및 인지기능상태가 낮을수록 삶의 질이 낮으며, 우울수준이 높을수록 삶의 질이 낮았다고 보고한 Kim[8]의 연구와 일치하였다.
- 구강건강영향지수에 따른 삶의 질 수준을 보면, 기능적 한계영역이 높은 군보다 낮은 군에서, 신체적 불편영역이 높은 군보다 낮은 군에서, 정신적 불안영역이 높은 군보다 낮은 군에서, 신체적 장애영역이 높은 군보다 낮은 군에서, 정신적 장애영역이 높은 군보다 낮은 군에서, 사회적 장애영역이 높은 군보다 낮은 군에서, 핸디캡(handicap) 영역이 높은 군보다 낮은 군에서 유의하게 낮게 나타났다. Bae[33]의 연구에서 구강건강관련 삶의 질이 높을수록 삶의 질이 높은 것으로 나타나 본 연구와 일치하였다.
- 구조방정식을 통해 구해진 내생잠재변수에 대한 외생잠재변수의 효과를 보면,「구강건강영향지수」는 「신체적 건강」에 대한 경로계수가 0.300, 「정신적 건강」에 대한 경로계수가 0.517로 각각 정(+)의 직접효과가 있었고,「삶의 질」에 대한 경로계수는 0.157로 정(+)의 직접효과가 있었다. 한편 내생잠재변수간의 유의한 경로계수를 보면, 「신체적 기능」은 「정신적 기능」에 대한 경로계수가 0.
- 309으로 모델은 적합하였다. 기초부합치(Goodness of Fit Index; GFI)는 0.982로서 0.9를 초과하여 적합도가 높은 것으로 나타났으며, 조정부합치(Adjusted Goodness of Fit Index; AGFI)도 0.962로 모델의 부합도는 양호한 것으로 인정되었다. 원소 간 평균차이(Root Mean square Residual; RMR)는 값이 적을수록 부합도가 높다고 할 수 있으며, 대략 0.
- 또한, 종속변수가 독립변수에 의해서 설명되는 비율을 나타내는 SMC(Squared Multiple Correlations)는 「신체적 건강」의 경우「구강건강영향지수」에 의해서 설명되는 분산이 0.143로 나타났으며, 이는「구강건강영향지수」가 「신체적 건강」을 14.3% 설명하고 있음을 나타낸다. 또한 「정신적 건강」의 경우는 「구강건강영향지수」와 「신체적 건강」에 의해서 설명되는 분산이 0.
- 삶의 질 측정은 세계보건기구에서 개발한 삶의 질 척도(World Health Organization WHOQOL-BREF Quality of Life Assessment)[26]를 Min 등[27]에 의해 표준화한 한국판 WHOQOL-BREF를 사용하였다. 본 연구에서 사용한 한국판 WHOQOL-BREF는 4개 영역의 24문항(신체적 건강영역 7문항, 심리적 영역 6문항, 사회적 관계 영역 3문항, 생활환경 영역 8문항)으로 구성되어 있으며, 각 문항마다 5점 척도를 이용하여 「전혀 그렇지 않다」 1점, 「그렇지 않다」 2점, 「그저 그렇다」 3점, 「그렇다」 4점, 「정말 그렇다」 5점을 주었고, 부정적인 문항에는 역으로 「전혀 그렇지 않다」 5점, 「그렇지 않다」 4점, 「그저 그렇다」 3점, 「그렇다」 2점, 「정말 그렇다」 1점을 주어 총득점 합계(범위: 24～120점)를 산정하며, 점수가 높을수록 삶의 질 정도가 높음을 의미한다. 본 연구에서는 중앙값(median)을 기준으로 「높은 군」과 「낮은 군」으로 구분하였으며, WHOQOL-BREF의 내적 일치도를 나타내는 Cronbach's α값은 0.
- 삶의 질과 일상생활수행능력(r=0.461, p<0.01), 도구적 일상생활수행능력(r=0.460, p<0.01), 인지기능장애(r=0.289, p<0.01) 및 구강건강영향지수(r=0.425, p<0.01),와는 모두 유의한 양의 상관관계를 나타내었으나, 우울과는 음의 상관관계(r=-0.751, p<0.01)를 나타내었다.
- 구강건강영향지수(OHIP)에 따른 삶의 질에 대한 총 평균 점수는 [Table 4]와 같다. 삶의 질에 대한 평균 점수는 기능적 한계영역이 높은 군보다 낮은 군에서(p=0.000), 신체적 불편영역이 높은 군보다 낮은 군에서(p=0.000), 정신적 불안영역이 높은 군보다 낮은 군에서(p=0.000), 신체적 장애영역이 높은 군보다 낮은 군에서(p=0.000), 정신적 장애영역이 높은 군보다 낮은 군에서(p=0.000), 사회적 장애영역이 높은 군보다 낮은 군에서(p=0.000), 핸디캡(handicap) 영역이 높은 군보다 낮은 군에서(p=0.000) 유의하게 낮았다.
- 신체적 기능에 따른 삶의 질 수준을 보면 ADL이 정상범위인 노인 군보다 기능장애노인 군에서, IADL이 정상범위인 노인 군보다 기능장애노인 군에서 유의하게 낮은 결과를 보였다. 선행연구에서 Kim[8]은 장기요양시설노인의 삶의 질은 일상생활수행능력, 도구적 일상생활수행능력이 정상범위의 노인보다 기능장애가 있는 군에서 유의하게 낮은 결과를 보여 본 연구와 일치하였다.
- 우울수준(CES-D)에 따른 삶의 질 평균 점수는 정상범위인 노인 군에서 84.5±9.5점, 우울군에서 63.8±12.6점으로 정상범위인 노인 군보다 우울군에서 유의하게 낮았다(p=0.000).
- 962로 모델의 부합도는 양호한 것으로 인정되었다. 원소 간 평균차이(Root Mean square Residual; RMR)는 값이 적을수록 부합도가 높다고 할 수 있으며, 대략 0.06이하의 RMR을 보일 때 잘 맞는 모델로 간주하는데 본 연구에서의 RMR은 0.052로 부합도에서 문제가 없었다. 또한 근사제곱근 평균제곱 오차(Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA)는 대체적으로 0.
- 8% 설명하고 있음을 나타낸다. 이상의 경로계수는 「삶의 질」에 대한 「구강건강영향지수」와 「정신적 건강」에 대한 「구강건강영향지수」는 5% 수준으로, 나머지는 모두 1% 수준으로 유의하였으며, 「삶의 질」에 미치는 「구강건강영향지수」,「신체적 건강」 및 「정신적건강」간의 인과관계가 추정되었다[Table 6][Figure 2].
- 인지기능장애 수준(MMSE-K)에 따른 삶의 질 평균 점수는 정상 군(24점 이상)에서 79.6±14.5점, 인지기능장애 의심 군(20∼23점)에서 74.4±14.5점, 확정적 인지기능장애군(19점 이하)에서 70.9±15.2점으로 MMSE-K 점수가 낮을수록 유의하게 낮았다(p=0.000).
- 전체적인 모델의 적합성을 보면 Chi-square=83.910(df=56)이며, 유의수준은 p=0.309으로 모델은 적합하였다. 기초부합치(Goodness of Fit Index; GFI)는 0.
- 정신적 기능에 따른 삶의 질 수준을 보면, 우울점수(CES-D)가 정상인 군(16점미만 군)보다 우울 군(16점이상 군)에서 유의하게 낮았으며, 인지기능장애 점수(MMSE-K) 가 정상 군(24점 이상)에서 인지기능장애 의심 군(20∼23점), 확정적 인지기능장애군(19점 이하)으로 갈수록 삶의 질이 유의하게 낮게 나타났다.
- 157로 정(+)의 직접효과가 있었다. 한편 내생잠재변수간의 유의한 경로계수를 보면, 「신체적 기능」은 「정신적 기능」에 대한 경로계수가 0.899로 정(+)의 직접효과가 있었고, 「삶의 질」에 대한 경로계수는 0.241로 정(+)의 직접효과가 있었으며,「정신적 건강」은 「삶의 질」에 대한 경로계수가 0.435로 정(+)의 직접효과가 있었다.
- 공분산구조분석 결과 우울과 인지기능장애와 같은 정신적 기능은 ADL과 IADL과 같은 신체적 기능이나 구강건강영향지수보다 삶의 질에 더 큰 영향을 미쳤으며,신체적 기능과 구강건강영향지수가 높을수록, 정신적 기능이 높을수록 삶의 질을 증가시키는 효과가 있는 것으로 나타났다. 한편, 구강건강영향지수와 신체적 기능이 높을수록 정신적 기능을 증가시키는 효과가 있는 것으로 나타났다. 또한 이 같은 결과는 노인의 삶의 질(WHOQOL-BREF)이 낮은 구강건강영향지수(OHIP-14)와 더불어 신체적인 건강의 저하나 질병 이환에 의해 영향을 받기도 하지만 심리적인 요인에 더 많은 영향을 받는 것으로 생각되어 지며, 노인의 삶의 질을 개선하기 위해서는 우울이나 인지장애와 같은 정신건강에 관련된 요인을 규명해야 할 것으로 생각된다.
후속연구
- 이 같은 제한점에도 불구하고 본 연구의 의의는 장기요양급여 노인들의 삶의 질에 영향을 미치는 요인을 인구사회학적 특성과 신체적, 정신적 기능과 더불어 구강건강관련 삶의 질까지 확대하여 분석하였다는 점이다. 따라서 장기요양시설에 입소한 노인들의 구강건강 및 전신건강상태의 증진과 더불어 삶의 질을 향상시킬 수 있는 다양한 노인 보건프로그램 개발 및 실천 등에 대한 제도적인 뒷받침과 함께 이에 대한 체계적인 연구의 활성화가 이루어져야 할 것으로 본다.
- 한편, 구강건강영향지수와 신체적 기능이 높을수록 정신적 기능을 증가시키는 효과가 있는 것으로 나타났다. 또한 이 같은 결과는 노인의 삶의 질(WHOQOL-BREF)이 낮은 구강건강영향지수(OHIP-14)와 더불어 신체적인 건강의 저하나 질병 이환에 의해 영향을 받기도 하지만 심리적인 요인에 더 많은 영향을 받는 것으로 생각되어 지며, 노인의 삶의 질을 개선하기 위해서는 우울이나 인지장애와 같은 정신건강에 관련된 요인을 규명해야 할 것으로 생각된다.
- 본연구의 제한점으로는 대전지역의 장기요양시설의 노인들을 대상으로 제한하였기에 우리나라 모든 장기요양시설 입소노인으로 일반화하기에는 다소 무리가 있다. 또한 정신적 기능이 제한된 노인의 경우 요양보호사의 도움으로 설문지의 응답이 이루어진 부분이 일부 있어 응답편의(response bias)가 개재할 위험성을 배제할 수 없다.
- 또한 일상생활수행능력이나 수단적 일상생활수행능력이 좋을수록 생활만족도가 높고[28], ADL, IADL의 제한이 적을수록 삶의 질이 높았다는 Nam[29]의 연구와도 같은 의견을 보였다. 이와 같이 노인의 신체적 기능의 문제는 삶의 질을 저하를 야기하므로 일상생활수행에 있어 누군가의 도움이 필요할 수밖에 없는 장기요양시설노인의 잔존하고 있는 신체적 기능을 유지하고 향상시킬 수 있는 방안을 마련해야 할 것으로 생각된다.
- 따라서 노인의 구강건강은 전신건강과 밀접하게 연관되어 있기 때문에 노인에게 있어 구강건강의 유지는 매우 중요하다[37]. 즉 구강건강영향지수는 노인의 삶의 질을 향상시키는데 중요한 영향을 미치므로 이에 대한 보다 폭넓은 연구가 필요하다고 생각된다.
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