1) 초기 문항 도출

초기 문항 구성을 위한 질적 연구의 대상은 기관 생명윤리위원회의 IRB 승인 후(HYI-15-191-2) 국내에 거주하는 65세 이상 남녀 노인을 경로당 등에서 편의 추출하여 모집하였다. 질적 연구 참여 인원은 심층 면담 시 새로운 자료가 더 이상 나오지 않고 진술이 포화하는 시점인 이론적 포화가 이루어질 때까지 시행하였다. 질적 면담 대상자는 총 10명으로 여자 6명, 남자 4명이었고, 평균 나이는 78.50±6.00세였다. 질적 면담 연구 기간은 2015년 10월 25일~2015년 11월 15일까지였으며, 면담 횟수는 1회~2회로, 1회당 40분~1시간 정도 시행하였다. 자료수집 장소는 효과적인 면담을 위해 면담에 방해되지 않는 장소로 독립된 공간에서 심층면담을 시행하였다. 심층면담 내용은 연구 참여자의 동의하에 녹음기로 녹음하였고, 현장 노트로 함께 기록하였다. 개방적 질문의 내용은 “자신에게 중요한 삶의 의미는 무엇입니까?”, “어떻게 사는 것이 의미 있게 사는 것으로 생각하십니까?”, “어떤 것이 나의 삶을 의미 있게 만들어 줍니까?”, “살면서 가장 중요하다고 생각하는 것은 무엇입니까?”, “내가 살아가는 이유는 무엇입니까?”이다. 질적 면담 내용 분석법은 심층 면담 결과에서 의미 있는 진술을 도출한 후 Fitzpatrick [12]의 삶의 조망 이론을 바탕으로 한 본 연구의 이론적 기틀에 따라 개인적 요인, 대인 관계적 요인과 영적 요인의 세 가지 측면으로 나누어 주제를 모으고 유사한 내용끼리 범주화하는 과정을 통해 이루어졌다.

질적 연구의 타당도와 신뢰도는 Lincoln과 Guba [14]의 질적 연구의 엄밀성 평가 기준에 따라 분석하였다. 첫째, 신뢰성(credibility)을 확보하기 위해 분석 결과가 참여자의 진술과 일치하고 타당한지 참여자 2인에게 확인하였다. 둘째, 적용성(applicability)을 높이기 위해 참여자가 아닌 노인 2인에게 연구 결과가 의미 있고 적용력이 있는지 확인(validation)하였다. 셋째, 일관성(consistency) 확보를 위해 연구 과정을 상세히 기술하였고, 질적 연구방법론을 수강한 박사과정생과 간호학 전공 교수에게 자문을 구하였다. 넷째, 중립성(neutrality)을 높이기 위해 연구자의 연구에 대한 선 이해, 가정이나 편견 등을 지속해서 확인하였다. 본 연구에서 질적 연구 결과를 통해 도출한 삶의 의미는 노인의 삶을 유지하고 강화하는 요인으로서, 노인이 살아가는 이유와 가치를 나타낸다.

2) 초기 문항 작성

도구의 초기 문항은 심층면담을 통하여 도출된 문항과 참고 문헌[15]을 통해 구성하였다. DeVellis [16]에 의하면 초기 문항 수는 개발 도구의 1.5배 정도가 적당하다고 하여, 면담 결과를 통해 나온 300개의 예비문항을 범주화하여 28문항으로 초기 문항을 작성하였다. 초기 문항은 이론적 기틀에 맞게 개인적 요인 10문항, 대인 관계적 요인 11문항과 영적 요인 7문항으로 골고루 구성하였다. 이론적 기틀에 따라 개인적 요인은 자신의 삶에 대한 만족과 의지에 관한 내용을 포함하였으며, 대인 관계적 요인은 이웃과 가족과의 관계로부터 얻는 삶의 의미로 연결하였다. 마지막으로 영적 요인은 삶의 목적과 영적 도움으로부터 오는 삶의 의미에 관한 내용으로 구성하였다. 본 연구에서는 대상자가 노인이라서 중간 값을 취할 경향이 높다고 판단되어, 4점 Likert 척도로 구성하였다. 1점(전혀 아니다), 2점(아니다), 3점(그렇다), 4점(매우 그렇다)으로 응답하도록 구성하였으며, 점수가 높을수록 삶의 의미 정도가 높은 것을 의미한다.

3) 내용타당도 검증

내용타당도 검증을 위한 전문가는 3명 이상 10명 이하가 적당하다는 선행연구에 근거하여[17], 노인 간호학 교수 1인, 간호학 교수 1인, 노인 간호학 박사 2인, 언어학 교수 1인, 신학 교수 1인, 노인 간호학 전공 박사생 2인과 도구 개발 수업을 이수한 간호 박사생 2인을 포함한 총 10인의 전문가를 구성하였다. 전문가들의 의견에 따라 문항을 수정·보완하였으며, 삶의 의미와 관련성이 없는 문항에 대한 삭제와 추가과정이 이루어졌다. 총 28문항의 CVI (Content Validity Index) 결과, 2 6문항의 문항 수 준 내용타당도 지수(Item-level Content Validity Index [I-CVI])는 .90~1.00으로 기준치 .78 이상[17]이었으며, 2문항은 기준에 맞지 않아 삭제하였다. 척도 수준 내용타당도 지수(Scale-level Content Validity Index [S-CVI]) 중 SCVI/Ave (averaging)는 .97로, 기준치 .90 이상[18]을 충족하였다.

4) 예비조사

본 조사 시행 전 경로당과 공원 등에서 65세 이상의 남녀 노인 50명에게 예비조사를 시행하였다. 평균 연령은 73.00±4.41세이었고, 여성 36.0%, 남성 64.0%이었으며, 초졸 이하 24.0%, 중졸 28.0%, 고졸 28.0%, 대졸 이상 20.0%이었다. 이를 통해 이해하기 어려운 문항이나 응답에 어려움이 있는 문항이 있는지 확인하였다. 예비조사결과, 문항 이해 정도, 응답 소요 시간, 문항의 배치나 문항 길이 적절성 등에 큰 문제가 없어 본 조사를 진행하였다.

1) 연구 대상 및 자료 수집

본 연구의 자료 수집 기간은 2016년 2월 10일~2016년 3월 31일까지였고, 수도권 S시와 K도에 있는 노인 복지관 4곳, 경로당 5곳, 공원, 교회와 아파트 단지 내 등에서 65세 이상의 남녀 노인을 대상으로 이루어졌다. 표본 추출 방법은 연구의 대표성과 일반성을 높이고자 성별에 따른 할당 표본 추출법(quota sampling)을 이용하였다. 2014년도 노인 실태조사에서 국내 노인의 성별 분포가 남성 41.7%, 여성 58.3%이며[19], 2015년 수도권 65세 이상 남녀 구성비가 남성 43.2%, 여성 56.8%임을 고려하여[20], 본 연구에서도 남성과 여성의 비율을 4:6으로 모집하였다. 구체적인 대상자 선정 기준은 지남력이 있고 언어적 의사소통이 가능한 자 중 의사에게 정신과 질환이나 인지 장애를 진단받지 않았는지 노인들에게 직접 질문하여 질환이 없는 노인으로 선정하였다. 자료 수집은 본 연구자 1인이 시행하였으며, 자발적인 동의를 얻은 대상자에게 연구 목적, 연구 절차, 개인정보 보호 및 중도 철회와 관련된 사항을 충분히 설명한 후 연구참여 동의서를 받고 설문조사를 시행하였다. 자료 분석 시 피험자의 사생활 보호 및 기밀 유지를 위해 개인 정보를 코드화하여 통계 처리하였다.

대상자 수는 탐색적 요인분석의 경우 150~200명 이상을 권장한다고 하여[11] 본 연구에서도 200명을 모집하였으며, 확인적 요인분석의 경우 최소 150명 이상의 표본이 적합[21]하다고 하여 150명을 모집하였다. 자료 수집은 전체 대상자를 모두 모집한 후 무작위 추출을 통해 탐색적, 확인적 대상자로 구분하였다. 따라서 본 연구에서는 탈락률 15.0%를 고려하여 총 403명을 모집하였으나, 부적절한 자료와 중도에 탈락한 32부를 제외하고 결측치가 없는 총 371부를 최종 분석하였다. 요인 분석 시에는 탐색적, 확인적 요인분석의 대상자를 달리 구성해야 한다는 Hinkin [11]의 문헌에 근거하여, SPSS 프로그램의 케이스 무작위 표본 추출 방법을 통해 총 371명 중 탐색적 요인분석 200명을 무작위 추출하고, 자동적으로 나머지 확인적 요인분석 171명을 무작위 추출하여 각각 분석하였다.

2) 연구 도구

3) 자료 분석 방법

본 연구의 자료는 IBM SPSS/WIN 22.0 프로그램(SPSS, Chicago, Illinois, USA)과 AMOS/WIN 22.0 프로그램을 이용하여 분석하였다. 첫째, 대상자의 일반적 특성은 빈도, 백분율, 평균과 표준편차로 산출하였으며, 탐색적, 확인적 요인분석 대상자 간의 특성 차이는 t-test와 chi square test로 분석하였다. 둘째, 탐색적 요인분석 (Exploratory Factor Analysis [EFA])에서 요인추출은 주축요인추출(Principal Axis Factoring [PAF]) 방법으로 시행하였으며, 요인회전은 사각 회전 방식(oblique factor rotation) 중 직접 Oblimin 방법을 이용하였다. 셋째, 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis[CFA])에서 적합도 지수는 χ²통계량(p 값), Normed χ² (Chi-square minimum/degree of freedom [CMIN/DF]), 기초 적합지수 (Goodness of Fit Index [GFI]), 표준 원소간 평균자승 잔차(Standardized Root Mean Residual [SRMR]), 근사원소 평균자승 오차 (Root Mean Square Error of Approximation [RMSEA]), 터커-루이스 지수(Turker Lewis Index [TLI])와 비교 적합지수(Comparative Fit Index [CFI])를 평가하였다. 넷째, 구성타당도(construct validity) 중 수렴타당도(convergent validity)를 검증하기 위해 지각된 사회적 지지의 다차원적 척도(MSPSS)와 삶의 만족도 척도 (SWLS)를 사용하여 점수 간의 상관관계를 알아보는 Pearson correlation test로 분석하였다. 구성타당도 중 변별타당도(discriminant validity)를 검증하기 위해서는 자살시도와의 점이연 상관 분석 (point-biserial correlation test)로 분석하였다. 다섯째, 준거타당도 (criterion-related validity) 중 동시타당도(concurrent validity)를 검증하기 위해 삶의 의미 척도(MLQ)와의 점수 간의 상관관계를 알아보는 Pearson correlation test로 분석하였다. 수렴, 변별, 동시타당도에서 사용된 상관 계수의 평가 기준은 Cohen[26]의 근거에 따라, 0.1~0.3은 낮은 상관관계, 0.3~0.5는 중간 상관관계, 0.5 이상은 높은 상관관계로 보았다. Hair 등[27]은 수렴, 동시타당도의 경우 높은 상관관계를 보여야 하며, 변별타당도는 낮은 상관관계일수록 적합하다고 하였다. 마지막으로 도구의 신뢰도 중 동질성(homogeneity)을 검증하기 위해 문항-총점 간 상관관계(corrected Item Total Correlation [ITC]) 및 내적 일관성 Cronbach's alpha 계수를 평가하였다. 도구의 신뢰도 중 안정성(stability)을 검증하기 위해서는 검사-재검사 신뢰도(test-retest reliability)를 평가하였으며, 두 측정 점수 간에 급내 상관계수(Intraclass Correlation Coefficient [ICC])를 이용하여 산출하였다.

1) 구성타당도

(1) 탐색적 요인분석

탐색적 요인분석은 전체 대상자 371명 중 SPSS 케이스의 무작위 표본 추출 방법으로 200명을 추출하여 분석하였다. 분석 전 탐색적 요인분석의 적합성을 평가하기 위해 KMO (Kaiser-Meyer-Olkin)와 Bartlett 구형성 검정(Bartlett's test of sphericity)을 확인하였다. 본 연구 결과 KMO값이 .91로 높아 문항 간에 공통적인 잠재요인이 존재함을 의미하였으며, 문항의 수와 표본의 수가 적절한 것으로 나타났다[30]. Bartlett 구형성 검정 근사카이 제곱 값은 1291.60 (p<.001)으로 p 값이 .05보다 작아 문항 간의 상관관계 행렬이 단위 행렬이 아님이 검증되었으며, 본 도구의 문항들이 요인분석에 적합한 것으로 확인되었다[30].

요인 추출법은 공통요인분석 중 주축요인법을 사용하였는데, 이는 공통 분산만을 분석에 이용하기 때문에 문항들이 공통적으로 적합한 요인을 추출하고자 할 때 적합한 방법이다[30]. 요인회전은 각 문항이 어떤 요인에 높게 관계되는지 요인구조를 명확하게 하기 위해 시행하였으며, 본 도구의 문항이 심리 측정 도구에 해당하여 요인 간의 상관관계가 있으므로 사각 회전 방식 중 직접 oblimin 방식을 이용하였다[30].

요인구조는 구조행렬과 패턴행렬의 결과를 종합적으로 검토하여 분석하였으며, 요인부하량(Factor Loading [FL])값이 .40 이상인 문항들만 선택[27]하였다. 1차 탐색적 요인분석 결과, 구조행렬에서 FL 값이 .40미만인 문항은 없었으나, 13개 문항(1, 3, 7, 8, 10, 14, 15, 17, 18, 21, 23, 25, 26번)이 2개의 요인에 중복으로 속하면서 cross factor loadings의 차이가 .20 미만[27]으로 나타났다. 이들 문항을 패턴행렬 결과를 통해 확인한 결과, 8번, 10번, 14번 문항의 FL값이 .40미만으로 나타나 삭제하였으며, 1번, 17번, 23번 문항은 패턴행렬에서도 cross factor loadings로 나타나 삭제하였다. 문항 제거 후 1차 탐색적 요인분석을 통해 도출된 16문항을 확인한 결과, 구조행렬에서 9문항(5, 6, 7, 15, 8, 19, 20, 21, 25번)이 cross factor loadings로 나타났으나, 패턴행렬 결과 5번, 6번 문항의 요인부하량이 .40 미만이면서, cross factor loadings로 나타나 이들 문항만 삭제하였다(Table 2). 18번과 25번 문항은 패턴행렬에서도 cross factor loadings로 나타났으나, 이론적 타당성을 고려하여 삭제하지 않고 이론적으로 적합한 ‘삶의 가치(value of life)’ 요인으로 편입하였다. 2차 탐색적 요인분석을 통해 최종 14문항이 추출되었으며, 구조행렬의 결과는 Table 3과 같다.

Table 2
Factor Loadings from First Wave EFA of MLS (N=200)

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Table 3
Factor Loadings from Second Wave EFA and Reliability Coefficients of MLS (N=200)

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요인의 수는 고유값(eigen value) 1 이상과 스크리 도표(scree graph)를 통해 파악하였으며, 설명된 총 분산(total explained variance)이 60% 이상이 되도록[27] 요인을 추출하였다. 그 결과, 고유값이 1 이상인 요인의 수는 3개였으며, 스크리 도표 상 급격하게 꺾이는 부분(elbow point)의 요인의 수도 3개로 나타났다. 또한, 이들 요인에 의한 누적 분산 비율이 86.7%로 나타나 기준을 충족하였으므로 요인의 수를 3개로 정하였다. 요인별 설명력은 요인 1이 30.7%, 요인 2가 27.0%, 요인 3이 29.0%로 나타났다. 요인 1은 삶에 대한 가치, 삶의 목적 및 삶에 대한 만족 등으로 구성된 7문항으로 ‘삶의 가치(value of life)’라고 명명하였으며, 요인 2는 가족과의 관계를 통해 삶의 의미를 얻는 3문항으로 ‘삶의 원천(source of life)’이라고 명명하였다. 마지막으로 요인 3은 빨리 죽거나 오래 살고 싶은 마음, 그리고 살아가는 이유와 같은 4문항으로 ‘삶의 의지(will to live)’라고 명명하였다.

(2) 확인적 요인분석

탐색적 요인분석을 통해 추출된 14문항 3개 하위요인에 대해 잠재변수와 문항 간의 관계를 검증하여 구성타당도를 확인하고자 새로운 표본 171명을 대상으로 확인적 요인분석을 시행하였다(Table 4). 이를 통해 표준화된 요인부하량 값(λ값)이 .50 이상, 유의성 C.R. (Critical Ratio) 값이 ±1.97 이상(p<.05)인지[28] 확인한 결과, 3번, 26번 문항이 요인부하량이 기준에 부합하지 않아 삭제하였다. 또한, 이들 문항의 다중상관자승(Squared Multiple Correlations [SMC]) 값은 모두 .24로 나타나, 낮은 설명력을 보여 삭제하였다. 문항 제거 후에도 잠재변수 하나당 3개 이상의 문항으로 구성되어 모델 식별 (identification)에는 문제가 없었다[28].

Table 4
Confirmatory Factor Analysis of MLS (N=171)

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최종 12문항에 대해 모형의 적합도 지수를 평가한 결과, χ²=104.08 (p<.001), CMIN/DF=2.04, GFI=.91, SRMR=.05, RMSEA=.08 (90% CI: .06~.10), TLI=.93, CFI=.95로 나타나 χ² (p 값)를 제외한 모든 적합도 지수가 권장 수준인 CMIN/DF 3이하, GFI .90이상, SRMR .08이하, RMSEA .10이하, TLI .90이상, CFI .90이상[28]을 만족하였다. 그러나 χ² (p 값)은 모형의 복잡성이나 추정법에 따라 영향을 받을 수 있으며 적합한 모델이라도 적절하지 않게 나오는 경우가 많아 전적으로 신뢰하는 것은 바람직하지 않다고 하여[28], 본 모형의 적합도 지수는 기준을 충족하는 것으로 평가하였다.

본 도구의 구성개념 타당성을 확인하기 위해서는 문항의 수렴타당도와 변별타당도를 검증하였다. 첫째, 잠재변수를 측정하는 문항들이 일관되게 잘 측정되었는지 문항의 수렴타당도를 평가한 결과, 표준화된 요인부하량 값은 .63~.81로 기준(=.50)을 충족하였으며, 유의성 C.R. 값은 7.61~11.01로 기준치(=1.97) 이상이었다. 표준분산추출(Average variance extracted [AVE])은 .89~.94로 기준(=.50)을 만족하였으며, 개념신뢰도(Construct Reliability [CR])도 .96~.99로 기준(=.70)에 부합하여[28] 수렴타당도가 검증되었다. 둘째, 하위 요인 간에 낮은 상관성과 독립성을 유지하는지 변별타당도를 평가한 결과, 잠재변수 간 상관계수의 제곱 값(범위: 30~.56)이 AVE값(범위: .89~.94)보다 작아[28] 변별타당도가 검증되었다.

2) 준거타당도

준거타당도 중 동시타당도를 검증하기 위해서는 삶의 의미 척도 (MLQ)와의 Pearson correlation test로 상관관계를 분석하였다. 그 결과, 본 도구와 MLQ와의 상관계수는 r=.74 (p<.001)로 높은 정적 상관관계[26]가 있는 것으로 나타나 동시타당도가 검증되었다[27].

1) 내적 일관성 신뢰도

도구의 신뢰도 중 동질성을 검증하고자 문항-총점 간 상관관계 (ITC) 및 내적 일관성 Cronbach's alpha 계수를 평가하였다. ITC값은 .31~.69로 |.30|이상보다 높아 기준에 만족하였으며[29], 모든 문항 간에 양의 상관관계를 갖는 것으로 확인되었다. 전체 12문항의 내적 일관성 Cronbach's alpha 계수는 .90이었으며, 하위요인별 신뢰도 Cronbach's a값은 요인 1은 .88, 요인 2는 .82, 요인 3은 .77로 나타나 기준치 .70이상이었다[16].

2) 안정성 신뢰도

도구의 신뢰도 중 안정성을 검증하고자 검사-재검사 신뢰도를 평가하였다. 이를 위해 노인복지관 교육프로그램에 참석한 대상자 30명에게 설문 측정 후, 동일한 대상자에게 2주 뒤 같은 도구로 반복 측정하였다. 두 측정 점수 간에 신뢰도는 급내 상관계수(ICC)를 이용하여 산출하였다. 검사-재검사 간의 ICC값은 .85 (95% CI: 0.71~0.93)로 나타나 본 도구의 안정성 신뢰도가 검증되었다 (Table 5).

Table 5
ICC for Test-retest (N=30)

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