[논문]노인의 건강증진행위 관련 변인들 간의 융복합적 연구

주현정; 공희경

doi:10.14400/jdc.2019.17.2.243

노인의 건강증진행위 관련 변인들 간의 융복합적 연구
A Study on the Relationship Between the Variables Related to the Health Promoting Behavior of the Elderly 원문보기

디지털융복합연구 = Journal of digital convergence, v.17 no.2, 2019년, pp.243 - 254

초록
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본 연구의 목적은 65세 이상의 노인을 대상으로 무력감, 우울, 주관적 건강상태, 가족지지, 사회지지가 건강증진행위에 미치는 영향을 파악하고자 시도되었다. 연구대상은 G시와 C시의 복지관 3개소, 경로당 3개소, 요양병원 2개소의 노인 225명이었으며, 서술적 통계, 신뢰도, 상관관계, 확인적 요인분석, 적합도 검증, 총효과, 직접효과, 간접효과로 분석하였다. 연구결과 건강증진행위에 영향을 미치는 변수들의 직접효과는 사회지지, 우울, 가족지지와 주관적 건강상태, 무력감 순으로 나타났고 이들 변인들은 건강증진행위를 66% 설명하였다. 우울과 무력감은 가족지지와 사회지지를 통한 유의한 간접효과가 있었으며, 주관적 건강상태는 사회지지를 통한 간접효과는 유의하였으나 가족지지를 통한 간접효과는 유의하지 않았다. 따라서 사회지지를 높일 수 있는 다양한 프로그램 개발, 지역사회와의 연계를 통한 지지체계 구축이 필요하며 이는 가족지지와 상호보완적인 역할을 할 수 있어야 한다. 또한 노인의 우울과 무력감, 주관적 건강상태는 개인별 상황에 따른 적절한 개입을 통한 간호중재 제공 및 지속적인 관리체계가 필요하다고 사료된다.

Abstract ▼ AI-Helper

The purpose of this study was to investigate the effect of helplessness, depression, subjective health status, family support, and social support on health promoting behaviors of elderly people over 65 years old. The subjects of this study were 3 welfare centers in G city and C city, 3 senior citizen center and 225 elderly people in 2 geriatric hospital, and this study was analyzed with descriptive statistics, reliability, correlation, confirmatory factor analysis, fitness test, total effect, direct effect, and indirect effect. The direct effects of variables affecting health promoting behaviors were social support, depression, family support, subjective health status, and helplessness. These variables accounted for 66% of health promoting behaviors. Depression, helplessness had a significant indirect effect on family support and social support, and subjective health status had a significant indirect effect on social support, but didn't have a significant indirect effect on family support. In this paper, we propose a new approach to elderly's health promoting behaviors and it is recommended that an intervention program be developed and applied to on personal situation should be necessary for elder's depression, helplessness and subjective health status.

주제어

표/그림 (5)

표 Table 1. Descriptive Statistics of Variables
표 Table 2. Correlation Matrix Table
표 Table 3. Hypothetical of Fitness
그림 Fig. 1. Path diagram for hypothetical model
표 Table 4. Hypothetical of Standardized Regression Weights

AI 본문요약
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문제 정의

본 연구는 65세 이상 노인을 대상으로 무력감, 우울, 주관적 건강상태를 외생변수로, 가족지지, 사회지지를 내생변수로 하여 노인의 건강증진행위를 예측하기 위한 구조모형분석 연구로서 주요 결과를 중심으로 논의하고자한다.
본 연구는 노인의 건강증진행위를 설명하고 예측하기위해 선행연구의 문헌고찰을 근거로 가설적 모형을 제시한 후 모형의 적합도를 알아보고 연구가설을 검정하는 구조방정식 연구이다.
본 연구는 노인의 건강증진행위에 영향을 주는 요인들을 예측하기 위해 가설적 모형을 구축하고 이를 검증하고자 시도되었다. 본 연구의 가설적 경로모형의 모 수치와 유효성을 검증한 결과 건강증진행위에 직접효과로사회지지가 가장 큰 요인으로 나타났으며 우울, 가족지지와 주관적 건강상태, 무력감 순으로 나타났다.
본 연구의 목적은 노인의 건강증진행위를 설명하기위해서 무력감, 우울, 주관적 건강상태, 가족지지, 사회지지라는 변수들의 가설모델을 구성하고 이 변인들 간의구조모형을 검증해 보고자 한다. 그 구체적인 목적은 다음과 같다.
그리고 노인 스스로 건강증진행위에 관심을 가질 수 있도록 지역사회 기관을 통한 사회적 참여가 활성화 되고 그 관계속에서 심리적 안정을 찾을 수 있도록 국가차원에서 노인특성을 고려한 적극적인 지원이필요하리라 생각된다. 본 연구의 의의는 노인의 건강증진행위에 우울, 무력감, 주관적 건강상태, 사회지지와 가족지지가 유의하였으므로 가설적 모형에 대해 실증적으로 검정한 점이라 할 수 있겠다.
노인의 건강증진행위에 영향을 미치는 선행연구들을 살펴보면 건강지각의 영향요인으로 주관적인 건강상태[9-11], 자기효능감[9, 12, 13], 사회지지[10, 11, 14, 15],건강관심도[16, 17], 생활만족도[6, 18, 19]등의 비교적 다양한 개념으로 시도되었으나, 노년기에 많이 나타나는 노인의 우울과 무력감, 노인이 인지하는 주관적 건강상태 그리고 지원체계로 가족지지와 사회지지가 건강증진행위에 미치는 통합적인 연구는 이루어지지 않았다. 이에 본 연구는 노인의 우울, 무력감, 주관적 건강상태, 가족지지, 사회지지가 건강증진행위에 어떠한 영향을 미치는지 파악해 봄으로써 노인의 건강증진행위를 강화할 수 있는 효율적인 중재방안 마련에 기초자료를 제공하고자 시도하였다.

제안 방법

2) 가설적 모형의 적합도를 검정하고 변인들의 관계를 설명하는 구조모형을 구축한다.
⦁ 확인적 요인분석은 2단계 접근법(Two-step approach)으로 하였으며, 요인부하량과 임계비를 검증하고 구조모형 분석을 실시하였다.
먼저 잠재변수의 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis, CFA)을 통하여 측정모형의 적합도와 개념타당성, 판별타당성, 법칙타당성을 확인한 후 제 2단계는 연구자가 설정한 가설적 모형의 전체 적합도와 경로 유의성 여부를 판단하였다.
본 연구는 구조화된 자가 보고형 설문지로 대상자의 무력감 15문항, 우울 15문항, 주관적 건강상태 3문항, 가족지지 11문항, 사회지지 18문항, 건강증진행위 33문항, 일반적 특성 11문항으로 총 106문항으로 구성되어 있다.
자료수집 방법은 복지관과 경로당, 요양병원 책임자에게 직접 전화를 걸어 약속을 정한 뒤, 방문하여 연구 목적 및 방법에 대해 설명하고 승인과 협조를 받은 후 수행하였다. 스스로 설문내용을 작성할 수 있는 어르신의 경우 설문지를 직접 작성하였으며, 그렇지 않은 경우 연구자가 각각의 문항을 읽어주고 뜻을 설명해 준 후에 답을 대신 표기하는 방법으로 작성하여 즉석에서 회수하였다.

대상 데이터

본 연구는 K대학교 기관생명윤리위원회 승인(kaya IRB-28호) 후 G시와 C시에 소재하는 복지관 3개소와 경로당 3개소, 요양병원 2개소를 대상으로 2017년 5월 2일부터 6월 28일까지 시행하였다. 자료수집 방법은 복지관과 경로당, 요양병원 책임자에게 직접 전화를 걸어 약속을 정한 뒤, 방문하여 연구 목적 및 방법에 대해 설명하고 승인과 협조를 받은 후 수행하였다.
본 연구의 대상자는 G시와 C시에 소재한 복지관 3개소와 경로당 3개소, 요양병원 2개소에서 연구를 허락한만 65세 이상의 스스로 설문내용을 작성 할 수 있거나 면담에 응할 수 있는 노인으로, 본 연구의 목적을 이해하고 연구 참여 동의서에 서명한 자이다. 대상자 수는 측정 변수 당 15명을 구조방정식 모형에서는 권장하며 200명 이상은 되어야 최대우도법을 사용할 수 있다는 견해[20]에 근거하였다.
대상자 수는 측정 변수 당 15명을 구조방정식 모형에서는 권장하며 200명 이상은 되어야 최대우도법을 사용할 수 있다는 견해[20]에 근거하였다. 탈락율 10%를 고려하여 총 230명을 표집대상으로 하여 자료수집 하였으며, 회수된 설문지 225부(97.8%)를 최종분석 자료로 사용하였다.

데이터처리

⦁ 가설적 모형의 적합도 검증은 절대적합지수인 χ2검증, χ2/df, 기초적합지수(goodness of fit index, GFI), 조정적합지수(adjusted goodness of fit index, AGFI), 평균제곱잔차제곱근(root mean-square residual, RMR)과 증분적합지수인 비교적합 지수(comparative fit index, CFI), 표준적합지수(normed fit index, NFI), 비표준적합지수(Tuiker-lewis index, TLI), 근사오차평균자승의 이중근(root mean square error of approximation, RMSEA)을 이용하였다.
⦁ 대상자의 일반적 특성은 서술적 통계, 도구 신뢰도는 Cronbach’s α, 연구 변수간의 상관관계는Pearson coefficient를 산출하였으며, 탐색적 요인분석은 주성분 분석과 직교회전법을 이용하였다.
대상자의 무력감, 주관적 건강상태, 사회지지, 건강증진행위의 변인에 대해 확인적 요인분석과 신뢰성 분석을 실시하였다. 확인요인분석결과 χ²값은 301.

이론/모형

Northern Illinois University에서 개발한 Health Self Rating Scale을 성미순[25]이 번역하여 한국 실정에 맞게 보완한 도구를 김귀분[26]이 수정, 보완한 것을 사용하였다. 현재, 동년배와 비교한 건강상태, 6개월 전과 비교한 건강상태 각각 1문항으로 ‘매우 좋다’ 5점 ‘매우 나쁘다’ 1점의 Likert형 5점 척도로 점수가 높을수록 자신이 평가하는 인지된 건강상태가 좋다는 것을 의미한다.
⦁ 총효과, 직접효과, 간접효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 부트스트레핑(Bootstrapping)을 사용하였다.
가족지지는 강현숙[27]이 개발한 도구를 사용하여 측정하였다. 총 11문항이며, 이 중 응답의 편중을 감소시키기 위하여 2문항(6, 7번 문항)은 부정문항으로 이루어져있다.
무력감은 Miller[21]가 개발하고 박정문[22]이 번안하여 대상자의 특성에 맞게 수정, 보완한 노인의 무력감 측정도구를 사용하여 측정하였다. Likert형 5점 척도로 점수가 높을수록 무력감이 심함을 의미한다.
사회지지는 박지원[28]이 개발한 사회지지 척도를 전귀연과 임주영[29]이 수정, 보완한 척도를 사용하였다. 이 도구는 정서적지지 8문항, 정보적지지 3문항, 물질적지지4문항, 평가적지지 3문항으로 총 18문항으로 구성되어있다.
우울을 측정하기 위하여 Sheilkh와 Yesavage[23]가 개발한 노인 우울척도(Geriatric Depression Scale; GDS)를 기백석[24]이 번안하고 표준화한 한국판 노인우울 단축형 도구(Geriatric Depression Scale Short Form Korea Version; GDSSF-K)를 사용 하였다. 총 15문항으로 이분형 척도이며 ‘예’의 1점에서 ‘아니오’의 0점이고 부정문항은 역산하여 최저 0점에서 15점 범위를 가진다.
한국노인의 건강행위 사정도구는 최영희와 김순이[30]가 개발한 도구를 사용하였다. 이 도구는 노인다운마음 유지하기 7문항, 관계망 유지 6문항, 체력유지하기4문항, 편안한 마음 유지하기 4문항, 적절하게 일을 하기4문항, 적당하게 몸을 움직이기 3문항, 신앙생활하기 3문항, 몸의 휴식 2문항의 8개 요인 총 33문항으로 구성되어있다.

성능/효과

3) 노인의 건강증진행위에 영향을 미치는 변수들 간의 총효과, 직접·간접효과를 확인한다.
90이상으로 우수한 모형의 적합도를 나타내었다. RMR과 RMSEA는0.05이하이면 좋은 적합도이고 0.08이하이면 양호한 적합도로 판단할 수 있는데 본 연구모형에서는 RMR=0.07, RMSEA=0.08로 양호한 적합도를 나타내었다(Table 3참고).
가설적 모형에 대한 총효과, 직접효과, 간접효과를 파악한 결과 건강증진행위에 대한 직접효과는 사회지지가0.37로 가장 큰 요인으로 나타났으며, 우울이 -0.35이었고, 가족지지에 대한 직접효과는 우울이 -0.33으로 가장 높게 나타났으며, 사회지지에 대한 직접효과도 우울이 -0.28로 가장 높게 나타났으며 모두 총효과에서도 통계적으로 유의하였다. 건강증진행위에 대한 간접효과는 우울이 -0.
우울과 무력감은 가족지지와 사회지지를 통한 유의한 간접효과가 있었으며 주관적 건강상태는 사회지지를 통한 간접효과는 유의하였으나 가족지지를 통한 간접효과는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 가족지지에는 우울, 무력감 순으로 직접효과가 있었으며 사회지지에는 우울, 무력감, 주관적 건강상태 순으로 직접효과가 있었다. 이러한 연구결과를 바탕으로 노인의 건강증진행위를 높이기 위해서는 사회지지를 높일 수 있는 다양한 프로그램 개발, 지역사회와의 연계를 통한 지지체계 구축이 필요하며 이는 가족지지와 상호보완적인 역할을 할 수 있어야 노년기 건강한 삶을 유지할 수 있다고 생각된다.
각 요인의 분산추출지수와 다중상관지수를 비교한 결과 다중상관계수(r²)의 값이 대각선의 분산추출지수보다 모두 작아 요인 간 판별타당성을 확보하였다. 또한 건강증진행위를 중심으로 상관관계를 살펴보면, 주관적 건강상태, 가족지지, 사회지지의 상관계수는 정적 상관관계로 나타났고, 무력감과 우울은 부적 상관관계를 나타내 법칙타당성을 확보했음을 알 수 있다.
036)로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 건강증진행위에 대한 가족지지, 사회지지, 무력감, 우울과 주관적 건강상태의 설명력인 다중상관자승(SMC: Squared Multiple Correlation)은 66%이었다.
건강증진행위와 무력감사이의 경로계수는 -0.12(p=.050)로 유의한 것으로 나타났고, 건강증진행위와 우울 사이의 경로계수도 -0.35(p<.001)로 유의하게 나타났으며, 건강증진행위와 주관적건강상태 사이의 경로계수도 0.12(p=.036)로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
결론적으로 주관적 건강상태와 가족지지 사이의 경로계수만 유의하지 않음을 알 수 있고 그 외 경로계수는 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(Table 4, Fig. 1 참고).
구체적으로 살펴보면, χ2값은 422.53(p<.001)로 가설적 모형이 기각되었으나 표본수에 덜 민감한 다른 전반적인 모형의 적합도를 확인한 결과, CMIN /DF는 2.0∼ 3.0이면 양호한 적합도를 나타내는데 본 연구에서는CMIN/DF=2.39로 양호한 적합도를 나타내었다.
넷째, 건강증진행위에 주관적 건강상태가 직접적인 영향을 미친다는 연구결과는 지역 거주 노인의 건강증진행위 영향 요인 경로분석을 한 김혜숙[11]의 결과에서 주관적 건강상태(β=.12)가 건강증진행위에 영향을 미친다는 결과와 일치하였고, 김현미[9]의 연구결과에서 주관적 건강상태(β=.40)가 건강증진행위에 영향을 미친다는 결과와 일치하였다.
다섯째, 건강증진행위에 무력감이 직접, 간접적인 영향을 미친다는 연구결과는 유수정 외[36] 연구결과에서무력감(β=-.18)이 건강증진행위에 영향을 미친다는 결과와 일치하였고, 상관관계를 연구한 방양희 외[33] 결과에서 무력감 r=-.56으로 유의한 음의 상관관계를 갖고 있는 것으로 나타났다.
대상자의 무력감의 평균평점과 표준편차는 2.47±0.76이고, 우울은 6.81±4.22, 주관적 건강상태는 3.00±0.80, 가족지지는 3.58±0.66, 사회지지는 3.46±0.74, 건강증진행위는 3.47,±0.69인 것으로 나타났다.
둘째, 가족지지와 무력감 사이의 경로계수는 -0.23(p=.003)로 유의한 것으로 나타났고, 가족지지와 우울 사이의 경로계수도 -0.33(p<.001)로 유의한 것으로 나타났으나, 가족지지와 주관적 건강 사이의 경로계수는 0.07(p=.348)로 유의하지 않은 것으로 나타났다.
둘째, 건강증진행위에 우울이 직접, 간접적인 영향을 미친다는 연구결과는 저소득 독거노인의 연구한 조성희[14]의 결과에서 우울이 건강증진행위에 직접효과(β =-.25), 간접효과(β=-.16), 총효과(β=-.41)로 영향을 미친다는 결과와 본 연구의 결과가 일치하였다.
)의 값이 대각선의 분산추출지수보다 모두 작아 요인 간 판별타당성을 확보하였다. 또한 건강증진행위를 중심으로 상관관계를 살펴보면, 주관적 건강상태, 가족지지, 사회지지의 상관계수는 정적 상관관계로 나타났고, 무력감과 우울은 부적 상관관계를 나타내 법칙타당성을 확보했음을 알 수 있다. 특히 사회지지는 r=0.
노인에게 무력감과 우울은 일상생활이나 건강증진행위 뿐만 아니라 생활만족도, 삶의 질과도 연관성이 높아 노인 간호에서 절대 간과할 수 없는 중요 요인이며 절망감이나 자살, 심각한 신체 상태로 이양되지 않도록 노인특성을 고려한 중재개발과 적용이 필요하다고 생각한다. 또한 무력감은 가족지지나 사회지지를 통해서 건강증진행위에 간접적인영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 노인의 자원봉사프로그램 개발, 노인대학, 종교단체 등 적극적인 사회활동 참여를 유도하고, 가족, 친구들과의 유대관계를 원활히 유지하여 정서적 안정을 도모하게 되면 노년기의 역할 상실과 기능감퇴 등에 대한 무력감이 감소되리라 생각된다.
39로 양호한 적합도를 나타내었다. 또한GFI=0.85, AGFI=0.81, NFI=0.87은 우수한 적합도의 기준인 0.90에 근접하며, TLI=0.90, CFI=0.92로 0.90이상으로 우수한 모형의 적합도를 나타내었다. RMR과 RMSEA는0.
모형검증 결과 건강증진행위에 영향을 미치는 변수들의 직접효과는 사회지지(β=.37)가 가장 큰 요인으로 나타났으며, 그 다음으로 우울(β=-.35), 가족지지(β=.12)와 주관적 건강상태(β=.12), 무력감(β=-.12)로 순으로 나타났다.
따라서 노인의 특성과 현실을 잘 반영된 주관적 건강평가 측정에 대한 보완이 필요하다 하겠다. 반면, 건강증진행위에 대한 주관적 건강상태의 간접적인 영향에서 가족지지는 영향은 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 상관관계를 연구한 김귀분 외[26]의 연구결과에서 지각된 건강상태와가족지지의 상관관계가 유의하지 않는 것과 유사하다.
08로 나타났다. 본 연구모형의 적합도는 일반적인 평가기준으로 삼는 구조방정식 모형의 지표들과 비교할 때 전반적으로 양호한 적합도 기준을 보여 주고 있다. 구체적으로 살펴보면, χ²값은 422.
본 연구는 노인의 건강증진행위에 영향을 주는 요인들을 예측하기 위해 가설적 모형을 구축하고 이를 검증하고자 시도되었다. 본 연구의 가설적 경로모형의 모 수치와 유효성을 검증한 결과 건강증진행위에 직접효과로사회지지가 가장 큰 요인으로 나타났으며 우울, 가족지지와 주관적 건강상태, 무력감 순으로 나타났다. 우울과 무력감은 가족지지와 사회지지를 통한 유의한 간접효과가 있었으며 주관적 건강상태는 사회지지를 통한 간접효과는 유의하였으나 가족지지를 통한 간접효과는 유의하지 않은 것으로 나타났다.
본 연구의 변수는 왜도와 첨도 값이 절대 값 ±1.96 범위로 정규분포의 가정에서 벗어나지 않았으며, 측정변수간의 다중공선 성을 확인한 결과 회귀모형 진단결과에서 상승분산이 10을 넘는 변수가 없었으며 공차도 0.1이하인 변수가 없었다(Table 1 참고).
007)로 유의한 것으로 나타났다. 사회지지가 무력감, 우울, 주관적 건강상태에 의한 설명력인 다중상관자승은 30%이었다.
셋째, 건강증진행위에 가족지지가 직접적인 영향을 미친다는 연구결과는 이성미[32]의 연구결과에서 가족지지(β=.07)가 건강증진행위에 영향을 미친다는 결과와 일치하였고, 최인희[13]의 연구결과에서도 가족지지(β=.49)가 건강증진행위에 영향을 미친다는 결과와 일치하였다.
셋째, 사회지지에 대한 무력감 사이의 경로계수는 -0.25(p=.002)로 유의한 것으로 나타났고, 사회지지와 우울 사이의 경로계수도 –0.28(p=.001)로 유의한 것으로 나타났으며, 사회지지와 주관적 건강상태 사이의 경로계수도 0.21(p=.007)로 유의한 것으로 나타났다.
본 연구의 가설적 경로모형의 모 수치와 유효성을 검증한 결과 건강증진행위에 직접효과로사회지지가 가장 큰 요인으로 나타났으며 우울, 가족지지와 주관적 건강상태, 무력감 순으로 나타났다. 우울과 무력감은 가족지지와 사회지지를 통한 유의한 간접효과가 있었으며 주관적 건강상태는 사회지지를 통한 간접효과는 유의하였으나 가족지지를 통한 간접효과는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 가족지지에는 우울, 무력감 순으로 직접효과가 있었으며 사회지지에는 우울, 무력감, 주관적 건강상태 순으로 직접효과가 있었다.
첫째, 건강증진행위와 가족지지 사이의 경로계수는0.12(p=.022)로 유의한 것으로 나타났고, 건강증진행위와사회지지 사이의 경로계수는 0.12(p=.022)로 유의한 것으로 나타났고, 건강증진행위와 사회지지 사이의 경로계수는 0.37(p<.001)로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
첫째, 확인적 요인분석 결과 측정변수들은 개념타당도, 판별타당도, 법칙타당도를 확보하여 잠재요인들이 잘 구성되었음을 보여줬고, 가설적 모형의 적합도가 모형을 수용하기에 전반적으로 양호한 것으로 나타났다. 모형검증 결과 건강증진행위에 영향을 미치는 변수들의 직접효과는 사회지지(β=.
최대우도법(ML : Maximum Likelihood Estimation)을 통해 가설적 모형의 적합도 분석결과 χ2값은 422.53(df=177, p<.001), CMIN/DF(χ2/df)=2.39, GFI=0.85, AGFI=0.81, RMR=0.07, NFI=0.87, TLI=0.90, CFI=0.92, RMSEA=0.08로 나타났다.
현재, 동년배와 비교한 건강상태, 6개월 전과 비교한 건강상태 각각 1문항으로 ‘매우 좋다’ 5점 ‘매우 나쁘다’ 1점의 Likert형 5점 척도로 점수가 높을수록 자신이 평가하는 인지된 건강상태가 좋다는 것을 의미한다.

후속연구

둘째, 노인의 주관적 건강상태 인지에 영향을 주는 요인들 분석하여 객관적으로 측정할 수 있는 도구개발이필요하다.
김혜숙[11]의 연구에서 주관적 건강상태는 자기효능감과관계에서 지각된 장애성을 매개하는 경우 자기효능감을높일 수 있다는 결과로 보아 노인의 건강에 대한 태도,삶의 가치관 등에 따라 다양한 형태를 보인다고 유추할수 있다. 따라서 조사대상의 건강에 대한 인식, 성격, 질환 유무 및 가족지지 형태 등 다양성을 잘 파악한 후 객관적인 평가도구를 통한 추후 반복연구가 필요하리라 생각된다.
이상의 결과로 노인의 건강증진행위를 향상시키기 위해서는 사회지지와 가족지지를 높일 수 있는 방안 모색이 필요하며, 특히 노인의 우울과 무력감을 감소시킬 수 있는 다양한 프로그램 개발과 참여유도 등 노인 특성별 다양한 방법으로 접근할 필요가 있다고 생각된다. 또한 건강에 대한 정보나 자신의 건강상태를 점검하는 기회가노인마다 다르고 만성질환 중증도 등에 따라 건강에 대한 관심에 차이가 있어 추후 이러한 차이에 따른 주관적 건강상태를 어떻게 인지하는지 확인하는 연구가 필요할 것으로 보인다. 그리고 노인 스스로 건강증진행위에 관심을 가질 수 있도록 지역사회 기관을 통한 사회적 참여가 활성화 되고 그 관계속에서 심리적 안정을 찾을 수 있도록 국가차원에서 노인특성을 고려한 적극적인 지원이필요하리라 생각된다.
따라서 노인의 우울을 감소시키기 위해 개인별 상황에 따른 적절한 개입, 가족지지 등을 통한 간호중재 제공 및 지속적인 관리체계가 필요하다고 사료된다. 또한 우울은 가족지지나 사회지지를 통해서 건강증진행위에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타나 건강한 가족지지 체계가 유지될 수있도록 지원하고 다양한 사회지지 체계가 상호 보완하는 시스템 구축을 통해 노인의 우울을 관리하는 것이 필요하리라 생각된다.
셋째, 저소득, 가족 구조, 교육 수준 등 건강증진행위에 영향을 주는 다른 개념을 도입해서 반복 연구해 볼 필요가 있다.
가족지지에는 우울, 무력감 순으로 직접효과가 있었으며 사회지지에는 우울, 무력감, 주관적 건강상태 순으로 직접효과가 있었다. 이러한 연구결과를 바탕으로 노인의 건강증진행위를 높이기 위해서는 사회지지를 높일 수 있는 다양한 프로그램 개발, 지역사회와의 연계를 통한 지지체계 구축이 필요하며 이는 가족지지와 상호보완적인 역할을 할 수 있어야 노년기 건강한 삶을 유지할 수 있다고 생각된다. 또한 노인의 우울과 무력감, 주관적 건상상태는 개인별 상황에 따른 적절한 개입을 통한 간호중재 제공 및 지속적인 관리체계가 필요하다고 사료된다.
이상의 결과로 노인의 건강증진행위를 향상시키기 위해서는 사회지지와 가족지지를 높일 수 있는 방안 모색이 필요하며, 특히 노인의 우울과 무력감을 감소시킬 수 있는 다양한 프로그램 개발과 참여유도 등 노인 특성별 다양한 방법으로 접근할 필요가 있다고 생각된다. 또한 건강에 대한 정보나 자신의 건강상태를 점검하는 기회가노인마다 다르고 만성질환 중증도 등에 따라 건강에 대한 관심에 차이가 있어 추후 이러한 차이에 따른 주관적 건강상태를 어떻게 인지하는지 확인하는 연구가 필요할 것으로 보인다.
첫째, 노인의 우울과 무력감을 감소시킬 수 있는 심리상담, 건강서비스 등이 다양한 프로그램 개발과 적용이필요하다

질의응답

핵심어	질문	논문에서 추출한 답변
	노년기 우울증을 예방하기 위한 방법은?	이러한 결과를 사전에 예방하고 건강을 유지, 증진하기 위해서는 자신의 건강에 대한 지각이 선행되어야 하며 건강에 대한 지각에 따라 그 행동이 달라지기에[5] 주관적 건강상태를 정확히 파악하는 것은 매우 중요하다. 노인의 성향이 우울할수록 질병이 없음에도 자신의 건강상태를 부정적으로 평가하는 경우가 있어 심리적 요인에 부정적인 영향을 미친다.
	건강증진이란?	이러한 건강증진 활동을 통해 건강한 신체와 정신을 유지할 수 있도록 지지하며 가족 및 지역사회가 건강할 때부터 건강증진에 참여할 수 있도록 체계적으로 관리해야한다. 1984년 세계보건기구 건강증진보고서에 따르면 사람들이 건강에 대한 이해를 증진하게 하여 자신의 건강에 대한 관리능력 또는 통제력을 높이고 건강수준을 향상시킬 수 있도록 하는 과정을 건강증진으로 설명하고 있다. 특히 만성퇴행성 질환자가 건강행위를 습관화 하여 질병 예방과 건강을 증진시키기 위해서는 자신의 건강에 대한 의지가 있어야 하며, 건강을 관리하고 향상시킬 수 있는 능력을 배양하기 위해서는 사회의 체계적인지원 시스템이 필요하다.
	노년기 우울증의 특성은?	노인들의 우울 증상은 슬픈 감정만을 호소하기보다 상황에 따른 불안, 신체적 증상, 건강에 대한 염려, 기억력과 집중력 장애 등을 먼저 호소하는 경향이 있으며 심지어는 가성치매 등의 임상양상으로 표현되기도 한다[4]. 이런 노년기 우울증의 특성은 신체증상 호소, 낙상 등과 같은 사고유발, 정신운동 지체, 높은 자살률, 인지기능의 저하 등과 함께 만성질환을 동반하고 있는 비율이 높아 적절한 시기에 치료하지 않고 방치하게 되면 자살과 같은 심각한 후유증을 유발하거나 악화시키는 결과를 낳을 수 있다[4].

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저자의 다른 논문 :

표제어: PCR

동의어: Packet Collision Rate

용어 설명 출처 목록 (6)

용어 설명: PCR은 세균 특이성이 있는 primer를 이용하여 적은 수의 세균이 있을지라도 쉽게 검출할 수 있는 유용한 방법이며, 이를 이용하여 구강 내 치면세균막이나 타액에서 직접 세균을 검출할 수 있게 되었다[8].

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