대한간호학회지제 41 권제 4 호, 2011 년 8 월 J Korean Acad Nurs Vol.41 No.4, ICF 모델에근거한노인의삶의질예측모형 소희영 1 김현리 1 주

대한간호학회지제 41 권제 4 호, 2011 년 8 월 J Korean Acad Nurs Vol.41 No.4, 481-490 ICF 모델에근거한노인의삶의질예측모형 소희영 1 김현리 1 주경옥 2 1 충남대간호대학교수, 2 충남대교육대학원초빙교수 Prediction Model of Quality of Life in Elderly Based on ICF Model So, Heeyoung 1 Kim, Hyunli¹ Ju, Kyungok 2 1 Professor, Chungnam National University College of Nursing, Daejeon 2 Visiting Professor, Graduate School of Education, Chungnam National University, Daejeon, Korea Purpose: The purpose of this study was to identify from the International Classification of Functioning model, factors influencing quality of life in elderly persons and to describe the concrete pathway of influence and the power of each variable. Methods: The sample included 334 elders who lived in 5 districts of D Metropolitan City. A structured questionnaire was used and the collected data were analyzed for fitness, using the AMOS 18.0 program. Results: This model was concise and extensive in predicting the quality of life of elders. The research verified the factors influencing quality of life for elders as direct factors such as activity of daily living (ADL) (β=.13, t=2.47), leisure activity (β =.55, t=5.04), social disengagement (β=-.25, t= -2.25), and depression (β=-.62, t=-10.86). Indirect factors including economic status (γ=.17, p=.009), type of residence (γ=.19, p=.004), ADL (γ=.12, p=.027) were important factors in predicting quality of life for elders. These variables explained 75.6% of variance in the prediction model. Conclusion: The findings indicate a need for the nursing scientific community to develop intervention programs considering these variables to improve the quality of life for elders. Key words: Quality of life, Depression, Leisure activities, Activities of daily living, Aged 서론 1. 연구의필요성우리나라노인인구의증가는가속화현상을보이고 2010년현재 11.1%, 2018년에는 14.3% 가되어고령사회에진입한다. 2002년세계노인회의는노인의안전과위엄을확보하기위한국제행동계획을채택했고, 미국에선 2020년건강인의주요목표의하나로건강의수명과삶의질을증가시키는것으로강조되고있다. WHO의삶의질그룹 (World Health Organization Quality of Life [WHOQOL], 1995) 은삶의질을개인이살고있는문화와가치체계안에서목표, 기대, 표준, 관심과관련하여자신의위치에대한개인 의지각이라고하였다 (Min, Lee, Kim, Suh, & Kim, 2000에인용됨 ). 이러한삶의다양한측면을포함하는삶의질개념은총체적이고역동적양상을내포한모호하고복잡한개념으로, 과학적검증이어렵고학제간불일치가크고개념정의가어려운객관적이고주관적인요소로구성되어있다. 그러나 WHOQOL (1995) 은그구성이다차원적이고, 다문화의접근이가능하도록신체, 사회심리, 사회관계, 환경을포함한통합적개념이라는특징을가진다. 노인인구의증가로인해간호사와같은건강관리제공자들은삶의질의예측인자를확인하는것이중요해, 삶의질개념은 1970년대보건의료분야에서임상중재의성과평가에중요한척도역할을해왔고정부의정책목표가되면서중요개념으로정착되었다. 우리나라에서도 1990년대이후정부의정책기조로삶의질이다양한 주요어 : 삶의질, 노인, 우울, 여가활동, 일상생활동작 Address reprint requests to: So, Heeyoung College of Nursing, Chungnam National University, 1-6 Munwha-dong, Jung-gu, Daejeon 301-747, Korea Tel: +82-42-580-8325 Fax: +82-42-580-8309 E-mail: hysoh@cnu.ac.kr 투고일 : 2010 년 11 월 17 일심사의뢰일 : 2010 년 11 월 24 일게재확정일 : 2011 년 8 월 4 일 2011 Korean Society of Nursing Science ISSN 2005-3673

482 소희영 김현리 주경옥 분야에서논의되었고, 노인인구가증가하면서학계에서도노인의 삶의질논의가활발하게이루어지고있다. 본연구는 WHO (2001) 가제정한 International Classification of Functioning (ICF) 모델을이론적틀의기반으로한다 (Figure 1). ICF 모델은의학과사회학모델을통합한생심리사회 (bio-psycho-social) 모델에기초한것으로, 건강의구성요소로서손상 (impairment), 활 동제한 (activity limitation), 참여제한 (participation limitation) 의 3 가지 주요요인으로이루어져있고, 각각에대립적인개념인기능과장애 에는신체기능 (body function) 과구조 (body structure), 활동 (activity) 과참여 (participation) 로이루어져있고, 기능과장애에영향을미치 는환경요인과개인요인이포함된다. ICF 모델은건강을활동한계 와참여제한을포함한기능과장애요인을통해설명한다. 따라서 삶의질은건강의최종목표로서활동한계와참여제한이감소될 수록향상될것이라는가정을설정할수있다. 삶의질에영향을미치는배경요인의하나인환경요인으로는 Lee 와 Park (2006) 이거주형태가노인의삶의질에영향을주어지역사 회거주노인보다무료양로시설거주노인의삶의질이낮았음을 보고한결과로확인할수있다. 우리나라는 2008 년 7 월노인장기요 양보호법의시작을계기로시설보호를받는노인이증가하고있으 므로중요과제라할수있다. 또한 Sohn (2006) 의연구에서는농촌노 인이도시노인보다삶의질관련요인에취약하여도시, 농촌간의 차이가있는것으로나타나거주지역의영향을보고하였다. 통계청 (2007) 에따르면 60 세이상노인의동거형태를보면자녀와같이살 고있지않은경우가 60.1% 이고, 따로사는것이편하다고응답한노 인이 33.7% 로변화되고있어영향요인으로작용될수있는가능성 이있다. 삶의질에영향을미치는배경요인으로서개인요인에포함되는 인구학적요인으로는성별, 연령, 교육수준, 배우자, 의료보장, 질병, 경제상태 (Gabriel & Bowling, 2004; Sohn, 2006) 가있었다. 또한개인 요인의하나인심리상태중우울 (Lin, Yen, & Fetzer, 2008), 자아존중 감등이보고되었으나, 특히우울이삶의질에영향을주어우울이 Body functions/ Body structures Health condition Activities Participation 낮을수록삶의질수준이높았음을보고 (Sohn) 하고있다. 기능과장애요인인활동에관한연구는노인스스로독립적기능을가능하게하는일상생활동작과도구적일상생활동작, 신체적기능과건강상태 (Lin, Yen, & Fetzer, 2008; Sohn, 2006) 를삶의질의관계연구에서유의한결과로확인하였다. 다른기능과장애요인에포함되는참여는사회참여 (Levasseur, Tribble, & Desrosiers, 2009), 여가활동 (Gabriel & Bowling, 2004) 이삶의질과관련되었음을보고하였다. Gabriel과 Bowling은노인과의심층면담에의하면주요한삶의질구성요소는사회적관계, 가정과이웃, 심리적안녕감, 혼자서다른활동을하는것, 건강, 사회적역할과활동, 재정상황, 독립성으로확인되었다. Kim, M. Y. (2009) 의연구에서도여가활동이삶에만족을준다고하여삶의질에긍정적인측면에서중요한것을알수있다. 노인의여가활동은퇴직이후에시간적여유가많은노인들의고독감, 소외감, 무료함을극복하는역할뿐만아니라노인의생활만족감에긍정적인영향을준다. 노인의삶의질에사회참여가중요한요인 (Levasseur et al., 2009) 으로강조되고, Cumming 과 Henry (1961) 는인간의노화과정에서사회로부터의위축을주장하는사회적유리 (social disengagement) 이론을발표하였다. 사회적유리는점진적으로진행되는필연적과정이고사회와노인의보편적현상이고하나의규범이라고하여노인의사회적유리와삶의질이관련됨을유추할수있다. 2009년보건복지부에서는여가활동과사회 ( 단체 ) 활동참여는서로다른규범과사고를가진사람이나다른문화를가진사람들간에접촉과대화를통한사귐의기회를도모할수있고, 개인적인경험과학습은삶의의욕을증진시키고자아발견을도모함으로써노인의생활만족에긍정적인영향을미칠수있다고보고하였다. WHOQOL- BREF는한국판 WHOQOL에비해문항수가사분의일정도로간편하나표준형과동일하게타당하며, 신뢰도가높고간단, 정확한장점이있고국제적비교에도유용하다. 선행국내연구에서보면여러노인의삶의질연구에영향을주는변수는보고되고있으나, 다학제적, 국제적으로활용되고있는 WHOQOL- BREF를이용하고, ICF 모델을기반으로한노인의삶을검증한연구는이루어지지않았다. 따라서본연구자는노인의삶의질을실증적자료에바탕을두고, 체계적이고포괄적으로예측하는구조모형을검증하여제시함으로써앞으로노인에대한이해를높이고, 노인정책수립에기초자료를제공하고자시도하였다. Environmental factors Personal factors 2. 연구목적 Figure 1. International classification of functioning model. 삶의질을설명하는 ICF 모델을기반으로삶의질의결정요인을

ICF 모델에근거한노인의삶의질예측모형 483 다룬선행연구를통해노인의삶의질을설명, 예측하는가설적모형을구축하여제시하고, 자료수집을통해삶의질을예측하는요인을규명하고, 수집된자료와모형간의적합도를평가하고수정모형을제시하는것이다. 연구방법 1. 연구설계본연구는노인의삶의질을다룬문헌고찰을통해노인의삶의질을설명하는요인들에관한가설적모형을구축하고, 횡단적으로자료수집을한후모형의적합도및가설을공분산구조분석으로실시하여검증한서술적상관관계연구이다. 2. 연구대상본연구의대상자는의도표출방법으로표출된 D 광역시 5개구에거주하는 65세이상의시설과지역사회노인 334명이다. 대상자의선정기준은첫째, 65세이상인자, 둘째, 인지기능점수가 7점이상인자, 셋째, 연구동의서에서명한자, 넷째, 의사소통이가능한자이다. 연구표본의크기는구조방정식모델에서관찰변인의수가 12개이상이면적절한피험자수는 n =1.5*( 관찰변인의수 +1) 가되어야하므로 (Jöreskog & Sörbom, 1989) 본연구의관찰변인의수가 10개인것을고려하였을때충분하고, 추정모수치대피험자수의비율은최소한 1 : 10-20 이적절하다고보았을때본연구의추정모수치가 31 개이므로통계치를통해추정모수치를확률적으로추정하기위한표본크기조건을충족하였다. 3. 연구도구 1) 인지기능대상자의포함기준으로 Pfeiffer (1974) 가개발한단축형정신상태질문 (short portable mental status questionnaire, SPMSQ) 를이용하였다. SPMSQ 는날짜와요일에대한지남력, 장소에대한지남력, 집전화번호, 나이와태어난연도, 대통령과어머니의이름, 수의계산능력을측정하는 10문항으로구성되어있으며, 만점은 10점이며, 총점이 8점이상인경우정상이다. 2) 일상생활동작 Modified Barthel Index를 Jung 등 (2007) 이한국어로개발한도구 를이용하였다. 이도구는식사하기, 목욕하기, 옷입기, 개인위생, 의자에서침대로이동하기와걷기, 계단오르기등총 10문항으로점수분포는 0-100 점이다. 개발당시검사-재검사의신뢰도가.89, 검사자간신뢰도가.95이었으며, Jung 등의연구에서 Cronbach s α =.84 이었고, 본연구에서의 Cronbach s α =.86이었다. 3) 여가활동여가활동참여정도를측정하기위해 Lee (2007) 의선행연구를바탕으로 20문항의여가활동유형과지적활동, 스포츠와건강활동, 야외활동, 예술활동, 취미와가사활동, 사회활동, 단체사회활동등 7가지형태의여가활동으로분류한도구를이용하였다. Likert 형 5 점척도로문항별점수를합산하였는데점수가높을수록여가활동유형에많이참여함을나타낸다. Lee 의연구에서 7개영역의신뢰도는.72-.73 이었으며, 본연구에서는 Cronbach s α =.79이었다. 4) 사회적유리 Bassuk, Glass와 Berkman (1999) 이개발한사회활동의빈도, 사회연결망의크기, 사회적지지를측정하는도구이다. 사회활동의빈도는지난해연구참여자가사회적상호작용 (1: 음식점외식, 스포츠활동, 윷놀이화투놀이, 2: 하루이틀의여행, 3: 무보수의지역사회자원봉사, 4: 친척이나친구집방문, 5: 노인정과같은단체활동, 6: 교회또는사찰등의종교활동 ) 을포함한 6가지형태의활동에개입한기간을묻는다. 사회연결망의크기는현재배우자의존재여부, 한달에자녀, 친척, 친구와 3회이상직접적으로만나는시각적접촉, 일년에자녀, 친척, 친구와 10회이상간접적접촉즉비시각적 ( 전화, 편지 ) 접촉빈도가포함된다. 6개분야는각각유무상태에따라 2점척도로점수화되어 0-6점의범위를가지며 6개분야에각각점수를부여하여 1군은 5-6점, 2군은 3-4점, 3군은 1-2 점, 4군은 0점으로점수가낮을수록사회적유리가큼을의미한다. 5) 노인우울척도 Sheikh와 Yesavage (1986) 가개발한노인우울척도를우리나라에맞도록수정한한국형노인우울간이척도를이용하였다. 이도구는 15문항으로이루어져있으며, 30문항의노인우울척도와의상관관계는.84이다. 각문항에대해예, 아니오로대답하여점수는 0점에서 15점이가능하며총점 7점이상을우울증, 6점이하는정상이라고판단한다. KR-20 에의한문항내적합도는.79로나타났다. 6) 삶의질 Min 등 (2000) 이개발한 WHOQOL-BREF 를사용하여측정하였다. 총 26문항으로이루어져있으며일반적삶의질 1문항, 일반적건

484 소희영 김현리 주경옥 강상태 1문항, 신체적차원 7문항, 심리적차원 6문항, 환경차원 8문항, 사회차원 3문항으로구성되고, 이 4영역의점수는각 20점만점으로환산하였다. 일반적삶의질 1문항, 일반적인건강상태 1문항은각문항이 5점 Likert 형태이고점수가높을수록삶의질이높음을의미한다. 개발당시검사 -재검사신뢰도는신체적건강영역은.76, 심리적영역은.80, 사회적관계영역은.75, 환경영역은.73이었다. 내적일관성신뢰도계수 Cronbach s α =.90이었다. 본연구에서의 Cronbach s α=.87이었다. 4. 자료수집절차충남대학교의과대학연구윤리위원회의승인을받은후자료수집을시작하였다. 자료수집기간은 2008년 7월부터 8월까지이며, D 광역시 5개구에인구수대비할당표집이이루어졌고, 거주장소가고루분포하도록편의표집하였다. 자료수집을위해경로당, 복지회관, 요양시설의노인을방문하여연구목적을설명하고동의한자에한하여인지기능검사를하여 7점이상인자 340명을대상으로구조화된설문지를이용하여자료를수집하였다. 응답이미비한설문지 6부를제외한 334명이연구참여자이다. 연구자가면접법과설문지에대해교육한연구보조원은간호학과 3학년학생 10명으로질문을읽어주고대상자가응답한대로기록하도록하였다. 자료수집은약 20-30분소요되었고, 대상자에게는간단한음료수를제공하였다. 5. 자료분석방법연구참여자의인구학적특성등서술적통계는빈도는 SPSS WIN 17.0 을이용하여분석하였다. 연구대상자의일반적특성은빈도, 평균, 표준편차및백분율을이용하였고, 상관관계분석은 Pearson s correlation coefficients 를이용하였으며정규분포의확인은왜도와첨도를이용하였다. 문헌고찰을통해설정된가설모형의검증은 AMOS 18.0 프로그램을이용하여공분산구조분석으로하였고, 다변량정규성을가정하는최대우도법 (Maximum Likelihood, ML) 을사용하였다. 가설적모형이자료에적합한지의여부를평가하기위한적합도검증은절대적합지수로서 χ 2 통계량, 기초적합지수 (GFI) 와표준원소간평균자승잔차 (SRMR), 근사원소평균자승오차 (RMSEA) 를, 증분적합지수로서비표준적합지수 (NNFI) 와비교적합지수 (CFI) 를, 그리고간명적합지수로서표준 χ 2 량 (χ 2 /df) 과간명표준적합지수 (PNFI) 를이용하였다. 또한모형에서경로의유의성을검정하기위해경로계수추정치와 Critical Ratio (CR) 를분석하였다. 연구결과 1. 대상자의일반적특성본연구의대상자는남성이 129명 (38.6%), 여성이 205명 (61.4%) 이었다. 연령은평균 77.2 세이었으며 75-84세가 168명 (50.3%) 으로가장많았고, 65-74 세가 120명 (35.9%), 85세이상이 46명 (13.8%) 순이었다. 응답자중 203명 (60.8%) 이사별이었고, 유배우자가 109명 (32.6%) 이었으며, 교육수준은평균 5.3년으로초등졸이 125명 (37.4%) 으로가장많았다. 한달용돈은 10만원이하가 167명 (50.0%) 이었으며, 11-50 만원이 145명 (43.4%) 이었다. 거주형태에서지역사회노인은 240명 (71.9%), 요양시설노인은 94명 (28.1%) 이었고, 보유질환수는평균 1.2개이었으며, 1-3 개가 244명 (73.1%), 없는사람이 82명 (24.6%) 이었다. 2. 연구변수의서술적통계와상관관계본연구대상자들의일상생활동작은 100점만점에평균 96.50점 (SD =7.35) 으로거의독립적이라할수있다. 여가활동은 100점만점에평균 34.17 점 (SD =14.50) 으로여가활동정도가낮았다. 사회적유리는 6점만점에평균 2.18점 (SD = 0.08) 점으로본연구대상자의사회연대정도가낮음을알수있었다. 우울은 15점만점에평균 5.73점 (SD =3.64) 으로정상을나타냈다. 삶의질에서전반적인삶의질은 5점 likert 도구에서평균 3.25점 (SD = 0.96) 이었고, 현재대상자가지각하고있는일반적인건강관련삶의질은 5점 likert 도구에서평균 2.95점 (SD =1.05), 삶의질총점은 80점만점에평균 51.75 점 (SD = 9.60) 이었다. 한편, 측정된연구변수들의왜도 (skewness) 와첨도 (kurtosis) 를분석한결과, 일상생활활동을제외하고절대값이 2에가깝게분포하여정규분포의가정에서크게벗어나지않는것으로나타났다. 또한다변량결합분포의임계치가 5.08로절대값 5.99를초과하지않았으며, 표준왜도지수의절대값이 3.0보다크거나표준첨도지수의절대값이 10보다크면분포에문제가있는것으로판단하여본연구에서는다변량정규분포를이룬다는가정하에분석하였다. 주요변수간에상관관계를분석한결과가장큰상관계수가.677로다중공선성의문제가나타나지않았다. 본연구의중요내생변수인삶의질은배우자유무 (r=.13, p =.020), 경제상태 (r=.34, p <.001), 거주형태 ((r=.22, p <.001), 일상생활동작 (r=.26, p <.001), 여가활동 (r=.57, p <.001), 사회적유리 (r=.40, p <.001), 우울 (r= -.63, p <.001), 전반적삶의질 (r=.55, p <.001) 및일반적건강관련삶의질 (r=.55, p <.001) 의모든변수들과통계적으로유의한상관도를나타내고있다.

ICF 모델에근거한노인의삶의질예측모형 485 3. 가설적모형의검증 1) 가설적모형의적합도검증연구자가설정한모형이좋은모형인지아닌지를아는방법은여러가지부합지수로평가할수있다. 본연구에서는 χ 2 통계량, χ 2 /df, GFI, SRMR, RMSEA, NNFI, CFI, PNFI을이용하여검증하였다. 한개의이론변수에한개의측정변수를사용하였을경우측정오차의양을최소화하기위해 (1- 신뢰도 ) 관찰변인의분산으로계산하였으며, 각변수간인과분석을수행한결과 χ 2 =113.77 (p<.001), df=24, χ 2 / df= 4.74, GFI = 0.93, SRMR= 0.08, NNFI = 0.84, CFI = 0.91, PNFI = 0.47, RMSEA= 0.10 로 GFI, CFI 적합지수는권장수준에도달하였으나 χ 2, χ 2 /df, SRMR, NNFI, PNFI, RMSEA가적합한모형수준에도달하지못하였다 (Table 1). 2) 가설적모형의모수추정본연구의가설적모형의모수를추정한결과로서각경로의모수추정치 (β, γ) 와 t-value, 각내생변수의다중상관자승값을제시하였다. 다중상관자승값 (SMC) 은회귀분석의 R 2 와유사하며, 이값이 높으면좋은예측변수임을의미하며, 측정변수의통계적유의성을검증하기위한 t값의절대값이 1.96 이상이면유의수준.05에서, 2.58 이상이면유의수준.01에서유의한것으로판단하였다. 가설적모형의분석결과이론적모형에의해도출된 15개의경로중에서 4개의경로는유의하지않았다. 가설적모형의모수추정치는 Figure 2와같다. 가설적모형에서일상생활동작은거주형태 (γ =.36, t= 5.98) 가지역사회에거주하는노인일수록일상생활동작을잘하며, 일상생활동작이경제상태에의해설명되는정도는 13.8% 이었다. 여가활동은배우자가있는경우 (γ =.13, t=2.51), 경제상태 (γ =.27, t= 5.15) 가좋을수록, 지역사회에거주하는노인일수록 (γ=.25, t= 4.53), 일상생활동작 (β =.17, t=2.65) 을잘할수록여가활동을잘하는것으로나타났으며, 이변수들에의해설명되는정도는 22.4% 이었다. 사회적유리는배우자가있는경우 (γ=.24, t= 5.13), 지역사회에거주하는노인일수록 (γ =.24, t= 4.78), 여가활동을잘할수록 (β =.71, t=12.69) 사회적유리가낮은것으로나타났으며이변수들에의해설명되는정도는 79.8% 이었다. 우울은여가활동을잘할수록 (β = -.39, t= -2.83) 우울정도가낮은것으로나타났으며여가활동에의해설명되는정도는 20.1% 이었다. 삶의질에유의하게직접적인영향을준경로는여가활동을잘할수록 (β =.51, t= 4.59), 우울이낮을수록 (β = -.69, t= -9.52), Table 1. Model Fitness Index for Hypothetical and Modified Model (N=334) Goodness χ 2 df χ 2 /df p GFI SRMR NNFI CFI PNFI RMSEA Evaluation criteria <3 >.05 0.90 0.05 0.90 0.90 0.60 0.05 Hypothetical model 113.77 24 4.74 <.001 0.93 0.08 0.84 0.91 0.47 0.10 Modified model 34.64 24 1.44.074 0.98 0.04 0.98 0.99 0.51 0.03 GFI=Goodness of fit index; SRMR=Standardized root mean square residual; NNFI=Normed fit index; CFI=Comparative fit index; PNFI=Parsimonious normed fit index; RMSEA=Root mean square residual. Figure 2. The hypothetical model. *p<.05; **p<.01; y5=general quality of life; y6=general health quality of life; y7=overall.

486 소희영 김현리 주경옥 사회적유리가낮을수록 (β = -.23, t= -2.08) 삶의질이높은것으로나타났으며이변수들에의해설명되는정도는 83.3% 이었다. 4. 모형의수정및검증결과 1) 가설적모형의수정모형수정은부합도와간명도를증가시키기위하여이론적으로판단하여수정함으로써자료에가장근접한모형을찾는작업이다. 본연구에서는이론적배경과논리적타당성을고려하여고정지수 (CR), 수정지수 (modification index) 를이용하여수정하였다. 먼저가설적모형에서고정지수 (CR) 값이유의하지않은 4개의경로 ( 배우자 일상생활동작, 경제상태 일상생활동작, 경제상태 사회적유리, 사회적유리 우울 ) 을삭제하였고, 일상생활동작 우울과일상생활동작 삶의질의경로는논리적타당성을고려하여삭제하지않았다. 또한수정지수가 5 이상인배우자유무 우울의경로를논리적인근거에의해추가하였으며, 경제상태와거주형태및일상생활동작과전반적인삶의질오차항변수와우울과전반적인삶의질오차항변수를논리적근거에의해공분산이존재할개연성이있다는가정하에곡선으로연결하여미지수로처리하였다. 이러한방법으로모형을수정한결과, 가설적모형보다더간명하면서부합도지수가호전된것으로수정모형을구축하게되었다. 2) 수정모형의적합도검증결과수정모형의적합지수는 χ 2 =34.64 ( p =.074), df =24, χ 2 /df =1.44, GFI = 0.98, SRMR = 0.04, NNFI = 0.98, CFI = 0.99, PNFI = 0.51, RM- SEA = 0.03으로나타나 PNFI를제외한모든적합지수가기준치를만족하였으며, 가설적모형의적합지수보다의미있게향상되었다. 따라서본모형은실제자료와잘부합되는적합한모형으로판정되었다. 수정모형에대한모수추정결과는가설적모형에의해도출된 18개경로에서모형의수정과정에서고정시킨 4개의경로를제외한 14개의경로가통계적으로유의한것으로확인되었다. 본연구의가설적모형과수정모형을 χ 2 차이검증에따라비교해볼때, χ 2 차이는 79.13 (=113.77-34.64) 이고, 자유도차이는 0 (=24-24) 으로 χ 2 차이값이자유도값보다큰것으로나타나서 χ 2 통계량의확률값 (p <.001) 이매우낮다. 따라서귀무가설이기각되고수정모형이적합도에있어서월등하게증진되었음을보여주었다. 수정모형의부합도는전반적부합지수에나타난것처럼 χ 2 검증값도감소하였고, GFI, NNFI, SRMR, NNFI, RMSEA 등의지수값이적합한범위내에속하는것으로나타났다. 구체적으로본연구의가설적모형에서부적합한것으로나타난 χ 2 검증값이수정모형에서는적합한것으로나타났으며 (χ 2 =34.64, p =.074), GFI는가설적모형에서는.93 이었으나수정모형에서는.98 이었고, SRMR은가설적모형에서는.08이었으나수정모형에서는.04이었고, NNFI은가설적모형에서.84이었으나수정모형에.98이었고, RMSEA은가설적모형에서는.10이었으나수정모형에서는.03으로일반적수용기준이었고, CFI는가설적모형에서는.91이였으나수정모형에서는.99으로가설적모형보다수정모형의부합도가좋은것으로나타났다 (Table 1). 3) 수정모형의모수추정본연구의수정모형의모수추정치는일상생활동작은지역사회에거주하는노인일수록 (γ =.38, t= 6.39) 일상생활동작을잘하며, 일상생활동작이거주형태에의해설명되는정도는 14.2% 이었다. 여가활동은유배우자 (γ =.12, t=2.47) 인경우, 경제상태 (γ =.27, t= 4.91) 가좋을수록, 지역사회에거주하는노인인경우 (γ =.25, t= 4.19), 일상생활동작 (β =.17, t =2.65) 을잘할수록여가활동을잘하는것으로나타났으며, 이변수들에의해설명되는정도는 27.2% 이었다. 사회적유리는유배우자인경우 (γ =.24, t= 5.15), 지역사회에거주하는노인인경우 (γ =.24, t= 4.83), 여가활동을잘할수록 (β =.72, t=13.42) 사회적유리가낮은것으로나타났으며이변수들에의해설명되는정도는 81.7% 이었다. 우울은여가활동을잘할수록 (γ= -.44, t= -7.18), 우울정도가낮은것으로나타났으며, 이들변수에의해설명되는정도는 23.5% 이었다. 삶의질에유의하게직접적인영향을준경로는일상생활동작을잘할수록 (β =.13, t=2.47), 여가활동을잘할수록 (β =.55, t= 5.04), 사회적유리가낮을수록 (β = -.25, t = -2.25) 우울이낮을수록 (β = -.62, t= -10.86) 삶의질이높은것으로나타났으며, 이변수들에의해설명되는정도는 75.6% 이었다 (Table 2) (Figure 3). 4) 수정모형의효과분석본연구의수정모형의외생변수들이내생변수에영향을주는직접효과, 간접효과, 총효과를분석한결과는 Table 2와같다. 직접효과는어떤외생변수가내생변수에직접적으로영향을주는효과를의미하고, 간접효과는외생변수가하나이상의다른변수들을거쳐서결과변수에영향을주는효과를의미하며, 총효과는직접효과와간접효과의합을의미한다. 모형에서 15개의경로가운데직접효과가유의한경로는 12개이며, 직접효과와간접효과를더한총효과가유의한경로는 6개였다. 일상생활동작에대해거주형태는직접효과만있었다. 여가활동에대해거주형태는직접효과와간접효과가있었으며유배우자와경제상태및일상생활동작은직접효과만있었다. 사회적유리에대한배우자유무와거주형태는직 간접효과가있었으며, 경제상태와

ICF 모델에근거한노인의삶의질예측모형 487 Table 2. Direct Effect, Indirect Effect, and Total Effect in Modified Path Model (N=334) Endogenous variables Exogenous variables Modified model SRW (SE) t(p) SMC Direct effect(p) Indirect effect(p) Total effect(p) Activities of daily living.14 Type of residence.38 (.01) 6.39 (<.001).38 (.016).38 (.016) Leisure activity.27 Presence of spouse.12 (.10) 2.47 (.013).12 (.014).12 (.014) Economic status.27 (.08) 4.91 (<.001).27 (.010).27 (.010) Type of residence.25 (.13) 4.19 (<.001).25 (.008).06 (.006).31 (.008) Activities of daily living.17 (.05) 2.65 (.008).17 (.008).17 (.008) Social disengagement.81 Presence of spouse.24 (.06) 5.15 (<.001).24 (.004).08 (.016).32 (.007) Economic status.19 (.012).19 (.012) Type of residence.24 (.07) 4.83 (<.001).24 (.009).22 (.012).46 (.011) Activities of daily living.11 (.007).11 (.007) Leisure activity.72 (.03) 13.42 (<.001).72 (.014).72 (.014) Depression.23 Presence of spouse -.12 (.12) -2.20 (.027) -.12 (.086) -.05 (.005) -.17 (.013) Economic status -.11 (.006) -.11 (.006) Type of residence -.15 (.004) -.15 (.004) Activities of daily living -.03 (.06) -0.51 (.609) -.03 (.609) -.07 (.006) -.10 (.125) Leisure activity -.44 (.06) -7.18 (<.001) -.44 (.004) -.44 (.004) Quality of life.75 Presence of spouse.09 (.098).09 (.098) Economic status.17 (009).17 (.009) Type of residence.19 (.004).19 (.004) Activities of daily living.13 (.38) 2.47 (.013).13 (.011).12 (.027).25 (.013) Leisure activity.55 (.89) 5.04 (<.001).55 (.023).09 (.333).64 (.009) Social disengagement -.25 (.11) -2.25 (.024) -.25 (.046) -.25 (.046) Depression -.62 (.43) -10.86 (<.001) -.62 (.020) -.62 (.020) SRW=Standardized regression weight; SMC=Squared multiple correlation. Figure 3. Path diagram for the modified model. *p<.05; **p<.01; y5=general quality of life; y6=general health quality of life; y7=overall.

488 소희영 김현리 주경옥 일상생활동작은간접효과만있었고, 여가활동은직접효과만있었다. 우울에대해유배우자, 경제상태, 거주형태및일상생활동작은간접효과만있었고, 여가활동은직접효과가있었다. 삶의질에대해일상생활동작은직 간접효과가유의하였고, 여가활동, 사회적유리와우울은직접효과가있었고, 경제상태와거주형태는간접효과가있었다. 논의모델교차타당성검증즉, 모델수정과정을통해개발된모델은다시한번교차타당성검증을통해모델의부합도및모수추정치의반복가능성을확인해야한다. 지역사회노인집단 (N =240) 과시설노인집단 (N = 94) 의다중집단분석결과모델교차타당성검증에서구조가중치모형은 χ 2 = 0.073, df=2, p =.964이므로귀무가설이채택되어모형이적합한것으로나타나지역사회노인집단에적용된경로의크기가시설노인집단에서도동일하게적용된다. 본연구의수정모형에의하면, 노인의삶의질은일상생활동작, 여가활동, 사회적유리, 우울, 경제상태및거주형태에의해 75.6% 정도설명되었다. 농촌노인을대상으로삶의질의영향요인에대한연구에서 Kim, J. S. (2009) 는여가활동 (β =.64), 가족의지지 (β =.32), 노후소득보장 (β =.19) 이라고보고하였고, 무료양로시설거주노인의여가와삶의질을보고한 Lee와 Park (2006) 은여가동기가가장큰요인으로여가관련요인들이삶의질을 30.2% 설명하였으며, 재가노인의생활만족에관한구조모형에서도구적일상생활동작, 자아존중감과건강행위가생활만족의 44.0% 를설명했던 Moon (2004) 의연구들과비교해볼때노인의삶의질을비교적잘예측하는모형임을알수있다. 본연구참여자의일반적삶의질은 5점만점에 3.3점 (SD = 0.96) 이었는데대만독거노인의 3.3점 (SD =.90) 과동일하였고, 각영역의삶의질점수는신체적영역 12.9점 (SD =3.39), 심리적영역 12.2점 (SD = 3.29), 사회적영역 13.5점 (SD =2.47), 환경적영역 12.4점 (SD =2.68) 을나타냈는데, 이는국제적으로 (Skevington, Lofty, & O Connell, 2004) 65세이상노인의 14.2점 (SD =3.0). 14.1점 (SD =2.8). 14.2점 (SD =3.2). 13.8점 (SD =2.6) 보다낮은수준이었고, 대만의독거노인 (Lin et al., 2008) 의 13.7점 (SD =3.2), 12.8점 (SD =2.9), 13.9점 (SD =2.4), 14.9점 (SD =2.2) 보다도낮은수준이었다. 또한전반적삶의질점수가 51.8 점 (SD = 9.6) 으로나타났는데, 브라질의외래환자노인 (Miranda de Nobrega, Jaluul, Machado, Paschoal, & Filho, 2009) 의각영역의삶의질점수가 66.6점 (SD =13.5)-76.8 점 (SD =15.0) 을보였는데이보다는낮았다. 노인의삶의질에영향을미치는변수들가운데가장큰효과를 갖는변수는우울이었고, 삶의질에직접적인영향을주었다. 보건복지부 (2009) 에따르면 65세이상노인의우울값평균점수는 5.3점이었고본연구참여자는평균 5.7점으로유사하였으며우울을나타내지않았다. 유럽노인의우울을살펴보면코펜하겐노인이 1.9점 (SD =2.5), 오슬로노인이 2.1점 (SD =2.2), 제네바노인의 3.2점 (SD = 2.9), 프라하노인의 4.7점 (SD =3.8) 보다현저하게높음을알수있었다 (Dragomirecka et al., 2008). 우울은삶의질에유의한부정적영향을미치는가장큰변수로나타났는데, 농촌과도시노인의삶의질을연구한 Sohn (2006) 의보고에서노인의우울이삶의질과 -.692 의역상관관계를보였고, Lin 등 (2008) 의보고에서도우울이모든삶의질영역에공통의예측인자라고하여본연구와같은결과를보였다. 다음으로삶의질에직간접영향을미치는요소는활동요인인여가활동으로삶의질에직접적으로, 우울을통해간접적인영향을미치는것으로나타났다. 노인들의여가활동에있어가족이나친구와함께하는일과신문보기 TV 시청등의활동이대부분으로다양한여가활동이이루어지지못하나, 시설노인이대상인 Kim, M. Y. (2009), Lee와 Park (2006) 의노인의여가활동만족도가삶의질에직접효과를미친다는연구와, 복지기관이용노인의 (Kim, J. S., 2009) 여가활동이삶의만족도에영향을미치는요인이라고하여본연구와같은결과를보인다. 참여요인인사회적유리변수는삶의질에직접적인부정적영향을미치는것으로나타났다. 우리나라노인의 74.5% 가단체활동에참여하나친목단체 59.6%, 종교단체 45.6% 에집중된다고한다. 본연구대상자의사회적유리는 6점만점에 3.1점으로보통정도사회적유리가있음을알수있다. 성공적인노화를고양시키는중재는사회적연계를촉진하는것이며, Kodzi, Obeng, Emina와 Ezeh (2010) 는사회적연계가노인의안녕과건강에긍정적인영향을준다고하였다. 이를반영하여참여제한을감소시킬구체적인사회참여지원책과같은노인정책을구체화할필요가있다고본다. 그다음은직간접영향을미친일상생활동작이었다. 본연구참여자의일상생활동작의평균점수는 96.50점으로농촌노인을대상으로연구한 Chang과 Kang (2005) 의 96.05점과유사하였다. Pasculin, Vianna와 Molzahn (2009) 은일상생활동작의중증 (β = -.15, p =.006) 과중등도 (β = -.14, p =.005) 의의존성이삶의질에부정적영향요소라고하였고, Moon (2004) 은도구적일상생활동작이재가노인의삶의만족에영향을주는의미있는변수라하여본연구결과를뒷받침하고있다. 노인들의활동제한을감소시키는신체적기능향상을위한중재프로그램운영이간호분야의당면과제라할수있다. 다음으로개인요인의인구학적변수중경제상태가간접적으로삶의질에영향을미치는것으로나타났다. Gabriel과 Bowling

ICF 모델에근거한노인의삶의질예측모형 489 (2004) 은기본욕구를충족시킬충분한돈을가지는것이삶의질이라고하였으며, Bae와 Park (2009) 은노인의삶의질에영향을미치는요인은생활수준이라고하였고, Lee (2010) 는총가구소득이높을수록삶의질이높다고하였으며, Breeze 등 (2004) 은노인의낮은사회경제적지위가불량한삶의질위험을악화시킨다고하여본연구결과를뒷받침한다. 통계청 (2007) 에따르면노인들이겪는가장어려운문제는 42.6% 가경제적인어려움이라고하였고, 1인가구한달최저생계비 504,344원보다낮아경제적문제가심각함을알수있었다. 노인의주관적경제상태만족도는 40.4% 가만족하지않는다고하였고, 노인이인식하는주관적가구경제상태는 43.7% 가경제형편이어려운것으로인식하였으며, 경제상태로인해노인의삶의질에타격이크다고유추해볼수있다. 따라서정부차원의경제적지원정책을구체화할필요가있다. 본연구에서환경요인인거주지형태가삶의질에간접적인영향을준다고하였는데 Bae, Lee, Kim과 Oh (2008) 는시설거주노인이지역사회거주노인보다삶의만족도가낮다고하여본연구를뒷받침한다. 시설거주노인이증가하고있는현실에서삶의질을향상시키기위한정책적노력의필요성을함의한다. 개인요인의배우자유무는삶의질에영향을주는변수였으나통계적유의성이없었는데, Lee (2010) 는유배우자노인의삶의질이높다고하였고, Bae와 Park (2009) 은배우자와의친밀감이삶의질에영향을주는요인이라하여배우자의유무와노인의삶의질에대한심층연구가필요함을시사하고있다. 이상의논의를통하여노인의삶의질에영향을미치는요인들을규명하였고, 우울과사회적유리, 여가활동의직접적인요인과일상생활동작의직간접요인과, 경제상태와거주형태의간접요인이노인의삶의질을예측하는주요한변수로서확인되었다. 또한구조모형에서제변수들이삶의질을설명하는예측력이 75.6% 로나타나노인의삶의질을예측할수있는변수들로활용되리라본다. 결론본연구는노인의삶의질에영향을주는제요인들을규명하여설명하고예측하기위하여선행연구와문헌고찰을토대로가설적모형을구축하여모형의적합도와가설을검증하는공분산구조분석이다. 본연구에서노인의삶의질에유의하게직간접으로영향을주는변수는일상생활동작이었고, 우울, 여가활동, 사회적유리는직접적으로영향을주는변수이었으며간접영향을주는변수는경제상태와거주형태였으며이들변수들이삶의질을 75.6% 를설명하였다. 결론적으로노인의삶의질을예측하는중요한변수로삶의질 을설명하는제변수의예측력이 75.6% 로나타나노인의삶의질을 예측할수있는중요한변수로활용될수있을것으로사료된다. 이 상의결과를근거로간호사는실무에서노인의삶의질을향상시키 기위한중재를시도해야하되노인의삶의질의강력한예측변인 인우울저하, 여가활동장려, 사회적연계확대, 일상생활동작을향 상시킬방안을기반으로한활동제한과참여제한을차단하는간호 중재프로그램개발연구가필요할것이다. 또연구측면에서의제언 은노인의평균수명경과기간에따른삶의질을파악하기위한종 단적연구가필요하다. REFERENCES Bae, J. H., Lee, H. K., Kim, H. S., & Oh, H. J. (2008). A study on activities of daily living, mental status and life satisfaction of the elderly living in home and in institutions. The Journal of Korean Society of Physical Therapy, 20(2), 33-41. doi:mrcrb4_2008_v20n2_33 Bae, N. R., & Park, C. S. (2009). A study on the ecological factors affecting the quality of life among the elderly people. Journal of the Korean Gerotological Society, 29, 761-779. doi:210.101.116.28/47201098 Bassuk, S. S., Glass, T. A., & Berkman, L. F. (1999). Social disengagement and incident cognitive decline in community- dwelling elderly persons. Annals of Internal Medicine, 131, 165-173. doi:annals.org/content/131/ 3/165 Breeze, E., Jones, D. A., Wilkinson, P., Latif, A. M., Bulpitt, C. J., & Fletcher, A. E. (2004). Association of quality of life in old age in Britain with socioeconomic position: Baseline data from a randomized controlled trial. Journal of Epidemiology and Community Health, 58, 667-673. doi:jech.bmj.com/content/58/8/667 Chang, K. Y., & Kang, J. M. (2005). The study of activities of daily living performance and quality of life for elderly residents in the Daejeon city. The Journal of Korean Society of Occupational Therapy, 13(1), 45-56. doi:20051206111741683 Cumming, E., & Henry, W. E. (1961). Growing old: The process of disengagement. New York: Basic Books. Dragomirecka, E., Bartonova, J., Eisemann, M., Kalfoss, M., Kilian, R., Martiny, K., et al.(2008). Demographic and psychosocial correlates of quality of life in the elderly from a cross-cultural perspective. Clinical Psychology and Psychotherapy, 15, 193-204. doi:10.1002/cpp.571 Gabriel, Z., & Bowling, A. (2004). Quality of life from the perspectives of older people. Ageing & Society, 24, 675-691. doi:10.1017/s0144686 X03001582 Jöreskog, K. G., & Sörbom, D. (1989). LISREL 7: A guide to the program and applications. Chicago: SPSS Publications. Jung, H. Y., Park, B. K., Shin, H. S., Kang, Y. K., Pyun, S. B., Paik, N. J., et al. (2007). Development of the Korean version of modified Barthel Index (K-MBI): Multi-center study for subjects with stroke. Journal of Korean Academy of Rehabilitation Medicine, 31, 283-297. doi:jkarm 031-03-03 Kim, J. S. (2009). A study of quality of life of the elderly in rural areas. Unpublished master s thesis, Chosun University, Gwangju. Kim, M. Y. (2009). Factors that influence satisfaction level towards the life by

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