1. 연구의 필요성

한국은 노인 인구의 증가와 평균수명의 연장으로 2017년 8월 노인인구가 726만 명에 돌입함에 따라 노인비율이 전체 인구의 14%를 차지하는 고령사회에 진입하게 되었다. 2026년에는 65세 이상 인구비율이 20% 이상인 초고령사회(Super Aged Society)로 진입할 것이며, 2050년에는 32.3%에 달하여 세계 초고령국가가 될 전망이다[1]. 따라서 고령화에 따른 문제점들을 미리 파악하고 대처해야 한다.

재가노인은 가족을 주요한 지지체계로 인식하며 일상적인 욕구와 돌봄에 가족의 도움을 필요로 하고, 가족은 노인의 평균수명 연장으로 이전보다 더 긴 시간 동안 돌봄 제공을 위한 복잡한 책임을 지고 보호자 역할을 한다[2].

가족공동체 효능감은 가족이 상호의존적으로 협조하고 결속하며, 가정 외적 체계를 유익하게 유지하고, 역경에 대한 회복력을 갖추어 서로의 발전과 행복을 위해 함께 노력하는 가족능력에 대한 구성원들의 신념이다[3]. 사회인지이론에서는 가족효능신념의 역할을 강조하였다[4]. 따라서 가족공동체 효능감은 가족기능을 촉진하므로 가족 내에서 가정사를 관리하기 위한 공동체적 효능을 확신하는 노인은 협조적인 가족관계를 이루어나가고, 가족생활에 더 만족할 것이다.

노인의 건강상태는 신체, 정신과 심리적 정서 등에서 밀접한 관련성을 찾아 볼 수 있다. 건강한 노인일수록 자신의 생활에 대해 긍정적인 태도로 임하고 만족하며, 사회적 활동에 더 적극적으로 참여하여 생활만족도를 높이게 될 것이다[5]. 따라서 노인의 건강상태는 노후에 삶의 질을 결정하는 중요한 요인이 될 것으로 생각된다.

노년기에는 노화, 수입감소, 배우자와의 사별 등으로 우울증이 발생할 가능성이 높고, 특히 의존적 욕구를 만족시켜 줄 사람이 없는 경우에 우울증이 심하게 나타나며, 노인의 우울수준이 높을수록 주관적 건강상태가 악화되어 만성질환, 인지기능 손상과 신체기능 상실 등을 초래하며, 개인적인 고통과 가정파괴는 물론 의학적 상태의 악화로 신체기능의 장애를 일으키기도 한다[6]. WHO의 2015년 통계에 의하면, 한국은 70세 이상 노인이 10만명 당 116.2명이 자살로 사망하며, 이는 최소 5.8명에서 최대 42.3명 인 다른 나라의 20배에 이른다. 최근 자살성향이 있는 노인들을 대상으로 한 연구에 따르면, 우울증이 있는 노인은 우울증이 없는 노인보다 자살하는 경우가 3배 이상 높았으며, 경제적으로 취약한 노인은 자살성향이 발생하면 자살성향이 만성화될 위험이 2배 이상 높았다. 선행연구에서는 노인들에게 적절한 운동이 자살위험을 1/3 수준으로 감소시키는 효과가 있었다고 하였으며, 우울증을 조기에 발견하여 치료하는 것이 중요하다고 하였다[7]. 따라서 노인의 우울에 대한 관심과 대처는 가정에서의 문제일 뿐만 아니라, 국가적인 차원에서도 다루어져야할 과제인 것으로 추정된다.

가족분화는 Bowen [8]의 가족체계이론에서 자기분화를 가족체계변인으로 개념화한 것이다. 가족분화는 가족 안에서 자신의 정체성과 자율성을 유지하면서 모든 가족구성원과 심리적 거리에 대한 상호작용에 초점을 맞추고, 타인과 정서적으로 친밀한 관계를 맺을 수 있는 개별화된 정도를 의미한다. 따라서 본 연구에서는 Bowen [8]의 가족체계이론으로부터 가족분화 개념을 사용한 연구[9]와 원가족으로부터의 자아분화가 부부 간 의사소통과 자녀와의 의사소통에 영향을 미치는 요인연구[10]를 참고로 가족분화가 가족 의사소통, 가족지지와 가족생활 만족도 등에 미치는 영향에 대해 알아보고자 하였다.

가족 의사소통은 가족 간에 서로 경청하고, 자신을 개방하여 의사를 표현하고 상호존중하면서 대화를 지속해 나가는 것이다. 또한 부부 간의 기능적 의사소통은 상호존중하면서 대화를 지속함으로써 관계의 질을 향상시켜 결혼생활을 만족스럽게 이끌게 되며, 부모-자녀 간에도 상호작용을 촉진시켜 효율적이고, 미래지향적인 가족관계를 유도한다[11]. 노인의 특성이 우울감에 미치는 영향을 다룬 연구에서 가족 간 의사소통과 자아존중감의 매개효과를 분석한 Jung과 Ha [12]는 노인들로 하여금 가족 간 의사소통이 원만하게 이루어지게 한다면, 자아존중감이 높아지게 됨으로써 노년기 우울감을 줄일 수 있다고 하였다. 따라서 재가노인의 건강한 가족 의사소통을 위해서는 구성원 자신의 내면에 대한 인식이 우선되어야하고, 노인을 배려하는 개방적인 의사소통이 필요하다.

가족지지는 가족체계가 상호작용을 통해 서로 돌보아주고, 존중하며 가치감을 갖도록 해주는 사랑을 의미한다[13]. 또한 가족의 정서적 안정과 바람직한 가족환경, 가족관계 형성을 유도하고, 스트레스 위기에 대한 저항력까지 갖출 수 있게 하므로 노인에게 가족지지는 노년기 위기를 극복하게 할 뿐만 아니라, 환경변화에도 잘 적응할 수 있게 하며, 스트레스를 완화하고 우울감을 감소시킨다[13]. 따라서 가족지지와 가족 의사소통을 재가노인 가족생활 만족도를 설명하는 매개변수로 설정하였다.

가족생활 만족도는 가족이 처하게 되는 긴장에 대응하여 가족체제를 변화시킬 수 있는 능력인 가족 적응력과 가족 결속력에 대해 구성원이 만족하는 정도이다[14]. 자기효능감에 따르면 자기신념은 자기보고를 통하여 측정되는 주관적인 현상이라고 하였는데, 한 사람의 가족생활 만족은 인간이 경험하는 정서적 상태의 보고를 통하여 접근하기 쉬운 주관적인 사건이라고 할 수 있다[15]. 인간은 가정에서 존재 자체로 환영받고 사랑받아야만 인간다워지며, 가족체계는 인간발달의 여러 양상과 평생 동안의 행복에 영향을 미치는 중요한 요인이다. 특히 노년기에는 사회적 관계가 축소됨에 따라 가족관계의 중요성이 더욱 부각될 것으로 보이며, 초고령사회에서 노인들이 행복한 가정생활을 바탕으로 건강한 구성원이 되는 것은 바람직한 현상이다.

본 연구에서는 간호학의 지식체 생성과 축적은 연구수행을 통해서 이루어지며, 간호학의 독특성을 반영한다[16]는 취지에서 가족공동체 효능감, 신체적 건강상태, 우울, 가족분화, 가족 의사소통과 가족지지 등이 재가노인의 가족생활 만족도에 미치는 영향에 대해 탐색해 보고자 한다. 본 연구에서는 Bandura [17]의 사회인지이론을 바탕으로 Bandura [18]의 자기효능이론과 Bowen [8]의 가족체계이론 중에서 가족분화 부분에 대해 선행연구들을 고찰하여 변수들을 선정하였다. 노인의 가족체계에 적용하여 재가노인의 가족생활 만족도를 예측해 보고자 하며, 이를 통해 노인이 가족과 함께 건강하고 행복하게 여생을 지내면서 가족생활을 만족하게 이루어 나갈 수 있는 체계적이고, 개별적인 간호중재를 개발하는데 기초자료를 마련하고자 한다. 따라서 본 연구는 재가노인의 가족생활 만족도에 대해 통합적으로 설명할 수 있는 기틀과 관련 요인들 간의 관계를 검증함으로써 재가노인의 가족생활 만족도를 총체적인 측면에서 설명하고, 예측할 수 있는 포괄적인 이론구축을 마련해 보고자 한다.

2. 연구의 목적

본 연구의 목적은 재가노인의 가족공동체 효능감, 신체적 건강상태, 우울과 가족분화 등이 가족 의사소통과 가족지지를 매개로 가족생활 만족도에 미치는 영향을 파악하여 가족생활 만족도를 예측하는 모형을 구축하고 검증하는 것이다.

1) 재가노인의 가족공동체 효능감, 신체적 건강상태, 우울, 가족분화, 가족 의사소통과 가족지지 등이 가족생활 만족도와의 관계에 대한 가설적 모형을 구축한다.

2) 가족생활 만족도에 영향을 미치는 변수들 간의 인과관계를 규명한다.

3) 가설적 모형과 실제 자료 간의 적합도를 검증하고, 재가노인의 가족생활 만족도를 예측하는 모형을 제시한다.

3. 개념적 기틀

본 연구에서 이론적 틀은 Bandura [17]의 사회인지이론을 바탕으로 Bandura [18]의 자기효능이론과 Bowen [8]의 가족체계이론 중에서 가족분화 부분을 통합하여 구성하였다.

첫째, Bandura [17]의 사회인지이론은 지식과 행동의 관련성을 결정하는 과정에 관심을 가지며, 작인적 견지에서 인간의 자아발달, 적응과 변화를 고찰한다. 이론의 주요개념은 자기효능감, 자기조절, 상호결정론, 관찰학습, 대리강화와 대리조건화 등이며, Bandura [18]의 자기효능감은 사회인지이론의 개념 중에서 가장 중요한 위치에 있다. 효능신념은 의도적으로 수행된 행동을 의미하는 작인이 인간 생활사와 인간 기능의 특성에 계속 영향을 미칠 것이라는 개념적 틀 안에서, 인간작인(Human agency)의 근본이 되고 안내와 동기부여를 제공하며, 행동에 의해서 인간이 효과를 산출해내는 핵심신념에 뿌리내려진다. 또한 사회인지이론은 인간작인에 대한 연구와 이론화를 개인적 작인에 대해 중심을 이루어왔던 것으로부터 인간의 공동체효능신념에 뿌리내려져 있는 공동체 작인으로 확장되었다[4]. 따라서 본 연구자는 Bandura [17]의 사회인지이론으로부터 인간은 인지, 정서, 생물학적인 사건에서 개인 내적인 측면, 행동적 측면 및 외부 환경적 측면이 상호작용을 한다는 관점과 Bandura [18]의 자기효능이론으로부터 인간개인은 행동에 영향을 미치고, 행동은 결과에 원인적 역할로서 영향을 미치고 있다는 이론적 과정을 형성하였다.

둘째, Bowen [8]의 가족체계이론에서 가족이란 정서체계를 중요시하며, 인지뿐만 아니라 행동과정과 심리내적 과정을 나타내는 복잡한 관계체계라는 관점과 자기분화를 가족체계변인으로 개념화한 가족분화(Family differentiation)는 정서적 성숙과 자기가 태어난 가정으로부터 개별화된 정도를 의미하고, 가족체계의 한 구성원으로서 자아를 유지하는 자율성과 정서적 친밀감을 유지할 수 있는 능력을 포함한다[19]는 측면을 고려하였다. Bowen [8]의 가족체계이론에 제시된 8가지 개념은 자기분화, 삼각관계, 핵가족 감정체제, 가족 투사과정, 다세대 전이과정, 출생순위에 의한 자녀의 위치, 사회의 감정과정과 감정단절 등이며, 본 연구에서는 노인의 인지적 측면에서 Bandura [17]의 사회인지이론과 연결 지을 수 있는 가족분화를 선택하여 본 연구의 이론적 기틀에 추가하였다. 즉, 외생변수는 가족공동체 효능감, 신체적 건강상태, 우울과 가족분화이고, 매개변수는 가족 의사소통과 가족지지이며, 종속변수는 가족 생활만족도로 이 요인들 간의 영향 및 관계를 예측하는 이론적 틀을 구성하였다(Figure 1).

Figure 1
Conceptual framework.

• Download Figure

1. 연구 설계

본 연구는 재가노인의 가족공동체 효능감, 신체적 건강상태, 우울, 가족분화, 가족 의사소통, 가족지지 및 가족생활 만족도에 관한 가설적 모형을 설정하여 적합성과 가설을 검증하고자 공분산 구조분석을 사용한 단면적 조사연구이다.

2. 연구 대상

대상자는 서울, 경기와 부산지역 등에 거주하는 65세 이상 85세 미만의 재가노인으로서 일상생활이 가능하고, 의식이 있으며, 의사소통이 가능하고, 본 연구의 목적과 방법을 충분히 이해하여 연구참여에 서면으로 동의한 자로서 임의표집하였다. 설문조사의 참여에 동의하지 않은 자, 독거노인, 중증질환자, 정신과 질환의 진단자와 정신과 약물의 복용자 등을 제외하였다. 구조방정식 모형(Structural Equation Modeling [SEM])의 표본크기는 측정변수의 15배가 최소 권장수준이고, 이상적인 권장크기는 200~400명 정도면 바람직하다고 할 수 있다[20]는 설명에 근거하여 선정기준에 부합하는 노인 230명을 대상으로 설문조사를 하였으며, 이 중 자료로 쓰기에 다수 항목이 누락된 3명을 제외하여 최종 대상자는 227명이었다.

3. 연구 도구

본 연구에서 사용한 문항 수는 총 96문항이며, 도구의 타당도 검증을 위해 개별 도구의 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis [CFA])을 먼저 실시한 후 가설적 모형을 검증하였고, 요인부하량이 최소 .60 이상인 문항을 선정하였다.

4. 자료 수집 방법 및 절차

자료는 2016년 1월 25일부터 3월 5일까지 서울, 경기도와 부산의 노인종합복지관과 사회체육센터를 이용하는 재가노인 230명을 대상으로 수집하였다. 설문지에 대한 노인들의 이해 차이를 줄이기 위해 본 연구자가 직접 방문하여 구조화된 설문지에 대해 설명하였으며, 구두와 서면으로 연구의 목적 및 절차 등을 설명하였다. 또한 자발적인 연구참여 동의를 얻은 후, 대상자가 설문지에 직접 기입하는 방식으로 설문 조사를 시행하였고, 대상자가 원하는 경우에 설문내용을 구두로 읽어주는 방식으로 자료를 수집하였다. 자료를 수집한 후에 소정의 선물을 제공하였다.

5. 윤리적 고려

본 연구의 내용과 방법에 대하여 경희대학교 생명윤리심의위원회(Institute Review Board) 승인을 받았다(KHSIRB-15-061(RA)). 자료수집 과정에서 본 연구자는 대상자들에게 연구의 취지를 설명하고, 개인정보에 대한 비밀보장, 연구목적 외에는 자료가 사용되지 않을 것이며, 연구 대상자의 자발적인 참여과정, 익명 보장, 철회 가능, 불이익과 무해 등을 명시하였으며, 이를 모든 연구 대상자에게 구두와 서면으로 설명한 후 자발적인 연구 참여에 대한 동의서를 받음으로써 연구 대상자의 윤리적 측면을 고려하였다.

6. 자료 분석 방법

수집된 자료는 SPSS Window 20.0과 AMOS 20.0 프로그램을 사용하여 분석하였다.

대상자의 일반적 특성은 서술적 통계로 분석하였고, 표본의 정규성은 평균, 편차, 왜도, 첨도 등으로 검정하였다. 측정도구의 신뢰도는 Cronbach's α로 분석하였으며, 변수들 간의 상관관계를 Pearson's correlation coefficient로 분석하였다.

측정도구의 타당도를 검증하기 위해 최대우도법(Maximum Likelihood)을 이용하여 확인적 요인분석을 시행하였으며, 이를 통해 집중타당도와 판별타당도를 검증하였다. 집중타당도(Convergent Validity) 검증은 잠재변수를 측정하는 관측변수들의 일치성 정도를 평가하기 위한 것으로, 표준화 요인부하량(Standardized F actor Loading [SFL]), 유의성(Critical Ratio [C.R]), 개념신뢰도(Construct Reliability [C.R.])와 평균분산추출(Average Variance Extracted [AVE]) 등을 활용하였다. 판별타당도(Discriminant Validity) 검증은 서로 독립된 잠재변수 간의 차이를 나타내는 정도를 평가하기 위한 것으로, 본 연구에서는 판별타당도를 검증하기 위해 상관계수와 AVE값을 이용하였다. 구조모형의 적합도를 검증하기 위해 카이자승치(χ²), 표준카이자승치(χ²/df), 기초적합지수(Goodness of Fit Index [GFI]), 수정기초적합지수(Adjusted Goodness of Fit Index [AGFI]), 근사원소평균잔차(Root Mean Square Residual [RMSR]), 근사원소평균자승오차(Root Mean Square Error of Approximation [RMSEA]), 비교적합지수(Comparative Fit Index [CFI]), 표준적합지수(Normal Fit Index [NFI]) 등을 사용하였다. 재가노인의 가족생활 만족도와 관련된 변수들 간의 직접효과, 간접효과 및 총효과의 통계적 유의성 검증은 부트스트래핑(bootstrapping) 방법을 이용하였다[20].

1. 대상자의 일반적 특성

본 연구의 대상자는 총 227명으로 여성노인이 164명(72.2%)이었고, 평균연령은 76.34세로 75세 이상이 147명(64.7%)으로 대부분을 차지하였다. 교육정도는 고졸이 84명(37.0%)으로 가장 많았으며, 종교는 불교가 105명(46.3%)으로 가장 많았다. 동거가족은 부부만 사는 경우가 86명(37.9%)으로 가장 많았고, 부부와 미(기)혼 자녀가 함께 사는 경우가 75명(33.0%)으로 나타났다. 경제수준은 보통이라고 대답한 경우가 160명(70.5%)으로 가장 많았으며, 자녀수는 2~3명이 155명(68.3%)으로 가장 많았다(Table 1).

Table 1
General Characteristics of Participants (N=227)

• Download Table

2. 측정변수의 서술적 통계와 확인적 요인분석

본 연구모형에서 사용된 변수의 평균과 표준 편차는 Table 2와 같다.

Table 2
Descriptive Statistics of the Observed Variables (N=227)

• Download Table

가족공동체 효능감 중 상호배려가 3.49점으로 가장 높았고(범위 1–5점), 신체적 건강상태는 3.93점(범위 1–5점), 우울은 1.36점(범위 1–2점), 가족분화는 3.68점(범위1–5점), 가족 의사소통은 3.04점(범위1–4점), 가족지지는 3.84점(범위 1–5점) 그리고 가족생활 만족도 중에서는 유대감이 2.21점(범위1–5점)이었다. 측정변수 간의 상관관계를 이용하여 다중공선성을 확인했을 때, 상관관계의 절대값은 .24~.63의 분포를 보여 다중공선성에 대한 문제는 없는 것으로 판단하였다. 측정변수의 첨도는 절대값이 0.35~1.01로 정규성을 만족시켰고, 왜도에서는 절대값이 0.06~1.29로 대부분 정규분포의 가정을 만족시켰으나 그 중 절대값 5.9로 유의확률이 .05 수준에서 정규성을 만족시키지 못함에 따라 일반최소자승법(Generalized Least Squares [GLS])으로 구조모형을 분석하였다.

본 연구의 구성요인들의 타당도를 평가하기 위한 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis [CFA])을 통한 적합도 지수는 χ²=275.75, χ²/df=2.23, RMSR=.05, GFI=.94, AGFI=.87, NFI=.92, CFI=.94, RMSEA=.05이었다. 표준 χ²은 3 이하, GFI, AGFI, NFI,와 CFI 등은 .90 이상, RMSR은 .05 이하이면 양호한 적합도이며, RMSEA의 경우 .10이면 보통, .08 이하는 양호, .05 이하는 좋은 적합도를 나타낸다[20]. 따라서 본 연구의 측정모형은 대부분 기준을 충족하는 것으로 확인되었다.

집중타당도 검증에서 잠재변수를 측정하는 관측변수들의 일치성 정도를 확인하는 표준화 요인부하량(SFL)은 최소 .50 이상이 되어야 하며, .70 이상이면 바람직하다[20]. 본 연구에서는 확인적 요인분석에서 7개 개념, 총 85문항 중 요인부하량이 .60 이하로 낮게 나타난 신체적 건강상태에서 2개 문항, 우울에서 2개 문항, 가족분화에서 2개 문항, 가족 의사소통에서 1개 문항과 가족지지에서 7개 문항 등 총 14개 문항이 제거되어 최종 71문항이 남았다. 최종 71문항을 분석한 결과, 개념신뢰도(CR)는 .91~.98로 기준치 .70 보다 높았으며, AVE값도 .82~.91로 기준 .50보다 높았다. 따라서 본 연구의 측정도구에 대한 타당도는 잠재변수에 대한 관측변수들의 내적 일관성이 있으며, 집중타당성이 있음을 확인하였다. 판별타당도(Discriminant Validity) 검증은 서로 독립된 잠재변수 간의 차이를 나타내는 정도를 평가하기 위한 것으로 잠재변수 간 상관이 낮을수록 판별타당성이 있다. 또한 두 구성개념 간 각각의 AVE값과 상관계수 제곱값을 비교하여 AVE값이 상관계수 제곱값보다 클 경우 판별타당성이 있다[20]. 본 연구에서는 판별타당도를 검증하기 위해 상관계수와 AVE값을 이용하였다. 판별타당도의 결과, 모든 요인들의 상관계수는 0.24∼0.63으로 AVE값인 .91∼.95보다 작으므로 판별타당도가 있음이 검증되었다.

3. 가설적 모형의 적합도 검증

본 연구의 가설적 모형에 대한 적합도 검증은 연구자가 설정한 모형이 적절한 것인가를 확인하기 위해 접합도 지수를 사용하였다. 가설적 모형의 접합도 분석 결과는 χ²=78.05, χ²/df=1.35, RMSR=.02, GFI=.98, AGFI=.96, NFI=.94, CFI=.98, RMSEA=.05로 나타나 예측모형의 적합도가 모두 유의한 것으로 나타났다. 이는 일반적인 적합도 지수를 모두 충족시키는 것으로 본 연구의 가설적 모형이 적합함을 의미한다.

4. 가설적 모형의 경로계수 추정과 효과분석

본 연구의 가설적 모형은 15개의 경로 중에서 14개의 경로가 통계적으로 유의하였고, 1개의 경로가 유의하지 않았다. 이와 같은 결과를 반영한 최종 모형의 경로는 Figure 2와 같다. 재가노인의 가족생활 만족도에 미치는 요인을 분석한 결과, 가족 의사소통에 대해 가족공동체 효능감(β=.50, p=.001), 신체적 건강상태(β=.30, p=.021), 우울(β=−.23, p=.003), 가족분화(β=.40, p=.034)가 유의한 직접효과가 있었으며, 설명력(Squared Multiple Correlation [SMC])은 58.3%였다. 가족지지에 대해 가족공동체 효능감(β=.51, p=.001), 신체적 건강상태(β=.30, p=.032), 우울(β=−.42, p=.002), 가족분화(β=.58, p=.001), 가족 의사소통(β=.51, p=.001)이 유의한 직접효과가 있었으며, 설명력은 64.6%였다. 최종적으로 가족생활 만족도에 대해 가족공동체 효능감(β=.60, p=.001), 신체적 건강상태(β=.24, p=.021), 우울(β=−.26, p=.002), 가족 의사소통(β=.51, p=.001), 가족지지(β=.42, p=.001)가 유의한 직접효과가 있었으며, 가족분화(β=.13, p=.162)는 직접효과가 유의하지 않았다. 가족생활 만족도에 대해 가족분화(β=.30, p=.014)는 가족의사소통과 가족지지를 통한 간접효과가 유의하였으며, 총효과는 (β=.34, p=.152)로 통계적으로 유의하지 않았다. 또한 가족 의사소통은 가족지지(β=.24, p=.001)를 통해 가족생활 만족도에 대해 간접효과가 있었고, 총효과는 (β=.58, p=.001)로 통계적으로 유의하였다. 이 변수들은 가족생활 만족도를 76.0% 설명하였다(Table 3).

Figure 2
Path diagram for the hypothetical model.

• Download Figure

Table 3
Effects of Predictive Variables on Endogenous Variables in the Model (N=227)

• Download Table