1. 연구의 필요성

우리나라는 2019년 현재 노인 인구비율이 14.9%로 고령사회이다. 베이비붐 세대가 노년층에 진입하는 2025년에는 노인 인구비율은 20.3%로 증가하여 초고령 사회가 될 것이다[1]. 독거노인 가구도 큰 폭으로 증가하고 있다. 2019년 150만 가구(노인 가구의 34.2%)에서 2045년이면 현재의 약 3배인 393만 3000가구로 증가할 것으로 전망된다[1]. 특히 남성 독거노인의 증가가 뚜렷하다. 고령자 통계에 따르면 여성 독거노인은 2017년 74.8%에서 2045년 66.5%로 감소하는 반면, 남성 독거노인은 25.2%에서 33.5%까지 증가한다[2]. 남성 독거노인의 지속증가가 예측됨에도 불구하고 우리 사회는 독거노인 문제는 여전히 여성 노인의 문제로 인식하는 경향으로 남성 독거노인에 관한 관심은 상대적으로 소홀하다[3].

노인은 배우자의 사망으로 인해 자발적‧ 비자발적 사회활동 감소 사회 네트워크의 축소 및 고립상태에 놓일 위험이 높다[4, 5]. 노인 혼자 산다는 것은 우울 및 신체적 건강과 삶의 질 악화의 주요 위험 요인이다[3]. 2014년 노인실태조사 자료 분석 보고서에 따르면, 독거노인은 동거노인에 비해 경제문제(75.9%), 건강문제(64.5%), 소외문제(64.5%)와 무위(無爲)문제(58.6%)를 더 많이 경험하였다[6]. 국내·외 선행연구에서도 독거노인의 삶의 질은 건강, 신체기능, 일반적 안녕상태 등의 측면에서 동거노인에 비해 상대적으로 낮은 수준이며[4, 7, 8], 경제 능력, 사회활동 및 사회적 지지 등이 상대적으로 취약하다[7]. 따라서 경제협력개발기구(Organization for Economic Cooperation and Development) 회원국들은 독거노인 문제를 고령사회의 주요 이슈로 주목하고 있다[9].

세계 인구 고령화와 함께 노년기의 삶의 질은 주요 관심 대상이다. 세계보건기구(World Health Organization [WHO])는 성공적 노화, 활기찬 노년 및 건강한 노년이 가능한 고령사회로 나아갈 것을 주장하며 노인의 삶의 질 향상을 위한 건강, 참여, 안전의 기회를 적합화하기 위한 정책 틀을 제시한 바 있다[9, 10]. 노인의 삶의 질은 전 생애에 걸쳐 자신이 추구하고 경험했던 목표, 기대, 규범과 관심이 축적·통합되어 표현되므로 신체적, 정신적, 사회‧ 경제적, 영적 건강을 포괄하여 이해할 필요가 있다[10]. WHO가 개발한 26 문항의 세계보건기구 삶의 질 간편형 척도(World Health Organization Quality of Life Brief Version [WHOQOL-BREF])는 다양한 문화권 및 다양한 연령을 대상으로 신체, 사회심리, 사회관계, 환경 측면의 삶의 질을 통합적으로 측정하는 데 있어서 높은 신뢰도와 타당도를 확보하였으며[11] 많은 국내·외 연구에서 지역사회 노인의 삶의 질을 측정하는데 널리 활용되고 있다[8, 12, 13, 14]. 또한, WHO는 지역사회에 거주하며 일상생활을 영위하는 다양한 인구집단의 건강과 삶의 질을 설명할 수 있는 국제기능장애건강분류(International Classification of Functioning, Disability, and Health [ICF]) 모델을 제시하였다[15]. ICF 모델은 신체·정신적 기능뿐만 아니라 활동, 사회참여와 같은 사회적 기능, 개인의 연령, 성, 사회경제적 특성과 같은 개인적 요인 및 개인의 건강과 삶의 제 조건에 관련된 환경요인까지 포괄하여 건강과 삶의 질을 설명하는 생의학·심리·사회적(bio-psycho-social) 통합 모델로 평가된다[16]. 노화 과정도 ICF 모델에서 제시하는 신체적, 사회적 및 정신적 기능과 이와 관련된 다양한 사회환경 요인의 영향을 받는다[9]. 따라서 ICF 모델은 노인의 기능, 건강, 삶의 질과 활기찬 노년을 설명하는 데 적합하다고 평가되어[17] 선행연구에서 활용되고 있다[12, 18].

한편, 선행연구를 살펴보면 남성 노인은 여성 노인에 비해 전반적 삶의 질이 높고[14, 19, 20], 건강, 경제상태, 사회활동 및 사회·경제적 성취에 대한 만족도 높았다[14, 21]. 그러나 남성이 독거노인이 되었을 때, 삶의 질은 여성 독거노인에 비해 매우 낮았다[5, 8, 22]. 삶의 질 영향요인도 성별에 따라 다름을 알 수 있다. 국민건강영양조사를 활용한 노인연구에서 남성 노인의 삶의 질에는 소득과 신체 건강이 중요하지만, 여성 노인의 삶의 질에는 우울, 스트레스가 주요 요인인 것으로 나타났다[20]. 일본 노인의 삶의 질 연구에서는 남성 노인에게는 배우자가 삶의 질에 주요 요인이었으나 여성 노인에게는 친구와 같은 사회관계가 더 중요하였다[22]. 최근 브라질 연구에서도 배우자가 없는 남성 노인이 타인과 함께 살 때는 그렇지 않은 경우에 비해 삶의 질이 유의하게 높았으나 홀로된 여성 노인에게 동거 여부는 관련이 없었다[13]. 살펴본 바와 같이 남녀노인의 삶의 질과 그 영향요인이 다르고, 이러한 성별 차이 양상은 노인이 독거가 되었을 때 또 다를 것으로 예상된다. 그러나 독거노인 선행연구는 여성 노인에 국한하였거나 남녀를 포함했어도 이를 성별로 구분하여 탐색하지 않았다[7, 14]. 따라서, 기존연구를 통해 남성 독거노인의 삶의 질과 영향요인을 통합적으로 이해하는 데 한계가 있다.

이에, 본 연구는 WHO의 ICF 삶의 질 모델과 선행 문헌 고찰을 토대로 남성 독거노인의 삶의 질 예측모형을 구축하고 이를 실증 데이터를 통해 검증하고자 한다. 본 연구 결과는 급속한 증가가 예상되는 남성 독거노인의 삶의 질 향상을 위한 구체적 전략과 방안을 마련하는데 기초자료를 제공할 수 있을 것이다.

2. 연구목적

본 연구는 남성 독거노인의 삶의 질을 설명하기 위해 ICF 모델과 선행연구의 고찰 결과를 기초로 포괄적 삶의 질 모형을 구축하여 모형의 적합도를 검증하고 이들의 삶의 질에 영향을 미치는 요인의 경로와 직·간접 효과의 크기를 규명하고자 하였다.

3. 연구의 개념적 기틀 및 가설적 모형

본 연구는 WHO의 ICF 모델을 이론적 기틀로 사용하였다. ICF 모델은 건강과 건강의 변화를 설명하는 생의학·심리·사회적(bio-psycho-social) 통합 모델이다[15]. ICF 모델은 기능(function), 활동(activity), 참여(participation)의 3가지 주요 요소로 구성되는데, 이들은 각각 기능과 장애, 활동과 활동 제한, 참여와 참여 제한이라는 대립적인 개념을 포함한다[15]. 또한, ICF 모델은 기능, 활동, 참여를 촉진하거나 장애가 될 수 있는 환경요인(environmental factors), 개인요인(personal factors)이 함께 포함된다[15].

ICF 모델의 ‘기능’은 신체의 생리적 기능뿐만 아니라 심리적 기능을 포함한다[15]. 국내·외 선행연구에서 노인의 신체 건강상태와 우울은 일관되게 삶의 질과 관련이 높은 것으로 확인된다[4, 7, 8, 13, 14]. 노인에게 있어서 주관적 건강상태는 노화와 관련된 신체적 문제 뿐만 아니라 일상생활에서의 기능 능력에 대한 인식을 반영한다[23]. 여러 선행연구에서 노년기 주관적 건강상태는 신체적 기능 저하, 질병이환 및 사망과 관련이 있음이 확인되었다[24, 25]. 따라서 본 연구에서는 기능에 주관적 건강상태와 우울을 포함하였다(Figure 1).

Figure 1
Conceptual framework of prediction model of quality of life of elderly men living alone.

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ICF 모델의 ‘활동’은 스스로를 돌보며 일상생활을 수행함을 의미하는 것으로 이동, 운전, 화장실 이용 등의 일상생활 활동의 유지, 자가 간호 및 이를 위한 지식의 적용 등을 포함한다[15]. 따라서 본 연구는 ‘활동’에 도구적 일상생활 활동과 건강증진 활동을 포함하였다. 이는 대부분의 국내·외 연구에서 도구적 일상생활 활동은 지역사회거주 남녀노인의 삶의 질에 있어서 주요 영향요인으로 인정하고 있다는 점에[4, 5] 기초하였다. 그리고 흡연, 음주, 운동, 식이 등의 건강증진 활동 역시 남녀노인의 신체적·정신적 건강 및 안녕과 관련이 있으며[7, 26, 27], 특히 혼자 사는 경우, 남성은 여성보다 흡연 및 음주를 더 자주 많이 하고[20, 21] 식사는 불규칙적이고 영양이 불균형한 식이를 하는 경향이 있다[3]. ICF 모델의 ‘사회참여’는 지역사회생활, 여가 및 친목에의 참여를 포함한다[15]. 노인의 사회참여는 신체 정신적 건강, 삶의 질과 유의한 관련성이 있으며[28, 29], 남성 독거노인은 여성에 비해 사회참여 및 활동이 낮은 경향이라는 점에[4] 근거하여 본 연구에서도 사회참여를 포함하였다.

ICF 모델의 ‘환경요인’은 삶을 영위하고 살아가는 데 필요한 물리적, 사회적, 태도적 환경을 의미하는 것으로 개인이 아닌 가족, 일터, 정부, 법, 문화적 믿음 등을 포함한다[15]. 사회적 지지는 노인의 가장 근접한 사회 환경으로 노인의 삶의 질, 신체 및 정신건강, 활동, 사회참여와 관련이 높다[5, 22, 26]. 따라서 본 연구에서 환경요인은 사회적 지지로 하였다. ICF 모델의 ‘개인요인’에는 성, 나이, 교육수준, 경제상태 등 건강에 영향을 미칠 수 있는 개인특성을 의미한다[15]. 교육과 경제상태는 노인의 건강과 삶의 질을 유지하기 위한 다양한 정보와 자원에의 접근에 있어서 중요하며[30] 많은 연구에서 건강과 삶의 질과의 관련성이 높았다[22, 30, 31, 32]. 교육과 경제상태가 낮은 노인일수록 만성질환 이환, 우울, 자살 생각의 위험이 높고[30] 삶의 질이 낮으므로[13, 22, 31, 32] 본 연구에서 개인요인은 교육과 경제 상태와 같은 사회경제상태로 설정하였다.

본 연구 모형의 개념 간 경로 설정은 ICF 모델과 선행 문헌고찰에 근거하였다. ICF 모델에서 기능은 활동과 사회참여의 상위 개념으로[15] 기능과 활동은 상호 영향을, 활동은 사회참여와 상호 영향을 주고받는 경로이다[15]. 그러나 대부분의 선행연구에서 기능이 좋으면 일상생활 활동과 사회참여가 증가하는 것으로 확인된다[18, 26, 28, 33]. 따라서 본 연구는 기능이 좋으면 활동과 사회참여가 증가하는 경로를 설정하였다(Figure 1). 최근 국내·외 노인연구에서 주관적 건강상태가 좋을수록, 우울이 낮을수록 도구적 일상생활 활동이 높음을 확인한 바 있으며[18, 26], 브라질 노인 대상 연구에서 신체적 불건강 상태나 우울은 낮은 사회참여로 이어졌다[28]. 또한, ICF 모델에 기초한 노인의 삶의 질 예측모형 연구에서 여가활동이 사회참여에 영향을 미치는 경로가 유의하였기에[12] 본 연구에서도 활동은 사회참여에 영향을 미치는 경로로 설정하였다. ICF 모형에 따르면 환경요인과 개인요인은 3개의 주요 요소인 기능, 활동, 참여 모두에 영향을 미치는 경로이므로 사회적 지지와 사회경제상태는 기능, 활동, 참여에 영향을 주는 경로로 설정하였다(Figure 1).

1. 연구 설계

본 연구는 WHO의 ICF 모델과 선행 문헌의 고찰을 토대로 하여 남성 독거노인의 삶의 질을 예측하는 가설적 모형을 제시하고, 지역사회 거주하는 남성 독거노인을 대상으로 수집된 자료를 통해 모형의 적합도 및 가설을 검정하는 구조모형 구축 연구이다.

2. 연구 대상

대상자는 전라남도에 거주하는 남성 독거노인을 근접 모집단으로 하여 편의 표집 하였다. 대상자 선정기준은 전라남도 3개의 시와 9개의 군의 자택에서 혼자 거주하며 의사소통이 가능한 65세 이상의 남성 노인으로 연구목적을 이해하고 동의한 자로 하였다. 연구대상자 수는 구조방정식 모형에서 필요한 표본 크기 산정 시 주요 고려사항을 반영하여 결정하였다. 최대우도법으로 분석할 경우 권장되는 표본 크기는 최소 200명 정도로 보통은 200~400개 정도면 바람직한 것으로 추천된다[34]. 따라서 본 연구는 탈락률 10~20%를 고려하여 340명을 대상으로 설문 조사를 하였다. 최종 분석대상자는 조사 중에 응답을 거절한 대상자 2명과 불성실한 4명을 제외한 334명으로 조사 완료율은 98.2%이었다.

3. 연구 도구

연구조사는 구조화된 설문지를 이용하였고 설문 조사에 포함한 모든 연구 도구는 원저자 또는 번역자로부터 도구사용에 대한 허락을 받았다. 남성 독거노인의 인구학적 특성은 연령, 결혼상태, 독거기간, 자녀 유무, 교육수준, 주관적 경제상태를 조사하였으며, 각 잠재 변인의 측정 도구는 다음과 같다.

4. 자료수집 방법 및 윤리적 고려

본 연구에서 사용한 도구는 개발자 및 번안자에게 전화와 메일을 통해 도구사용에 대한 허락을 받았다. 또한, 연구대상자의 윤리적 측면의 보호를 위해 국립목포대학교에서 연구윤리심의위원회의 승인(MNUIRB-20181221-SB-015-01)을 받은 후 자료수집을 하였다. 자료수집은 본 연구자와 조사원이 직접방문 조사하였다. 조사원은 전남에 있는 한려대학교 간호학과 3학년 남학생 4명과 4학년 남학생 3명이다. 이들은 사전에 대학의 교육과정에서 조사방법론과 간호 연구 교과목을 수강하고 설문 조사 경험이 있는 자이며, 본 연구를 위해 추가로 4시간의 교육과 설문 조사 훈련을 거쳤다. 조사는 2019년 1월 4일부터 2월 22일까지 전라남도 3개의 시와 9개 군의 보건소와 6곳의 보건진료소, 전남의 지역자활센터, 노인복지관, 경로당 방문 및 각 지역의 오일장에서 이루어졌다. 설문 조사는 각 지역의 노인복지관, 지역자활센터, 보건소와 보건진료소 기관장의 동의를 구한 후 협조하에 이루어졌다. 지역자활센터, 보건소와 보건진료소를 기반으로 한 설문 조사는 조사원의 안전을 위해 연구 참여에 동의한 연구대상자의 각 가정 방문 시 기관소속 직원이 동행하였다. 노인복지관을 방문한 노인을 대상으로 한 설문 조사는 대상자에게 연구 참여 동의를 받은 후 복지관으로부터 방해받지 않고 설문 조사에 응할 수 있는 별도의 장소에서 진행하였다. 설문 조사는 대상자가 자가 보고식으로 응답하도록 하였으며 노안 등 경우에 따라 연구자와 조사원이 설문 문항을 설명 혹은 읽어주고 대상자가 직접 응답하도록 하였다. 설문 조사 시간은 30~40분 정도 소요되었으며 연구 참여자에게는 소정의 선물을 제공하였다.

5. 자료분석방법

수집된 자료는 SPSS version 21.0®과 AMOS Program을 이용하여 분석하였다. 대상자의 인구학적 특성 및 측정변수들은 서술적 통계, 연구도구의 신뢰도는 Cronbach's α값으로 분석하였다. 측정변수 간 상관관계는 Pearson's correlation coefficient로 분석하였으며 표본의 정규성 검증은 표준화된 왜도와 첨도 값을 이용하여 확인하였다. 측정 독립변수간의 상관계수는 .02~.07이며 이들의 분산팽창지수(Variance inflation factor [VIF])가 모두 3 미만(1.14~2.68)으로 다중공선성 문제를 배제할 수 있었다. 구조모형 검증은 최대우도법을 이용하였으며, 잠재변수에 대한 측정도구의 타당도를 평가하기 위해 확인적 요인분석(Confirmatory factor analysis [CFA])을 시행하였다. 가설적 모형의 적합도를 평가하기 위하여 절대적합지수로는 χ²검증, nomed χ², 적합지수(Goodness of fit index [GFI]), 증분적합지수(Normed fit index [NFI]), 비교적합지수(Comparative fit index [CFI]), 상대적합도지수(Tucker-Lewis index [TLI]), 근사오차평균제곱의 제곱근(Root mean square error of approximation [RMSEA]), 표준평균잔차 제곱근(Standardized root mean square residual [SRMR])을 이용하여 분석하였다. 가설적 및 수정 모형의 경로에 대한 유의성 검증은 Standardized estimate, Critical Ratio (C.R.), p 값을 이용하고, 내생변수에 대한 설명력은 Squared Multiple Correlation (SMC)를 이용하였다. 모형의 직접효과, 간접효과와 총 효과의 유의성 검정을 위해 AMOS 21.0 Bootstrap Maximum Likelihood를 1,000번 수행하고 95%의 신뢰구간 안에서 효과를 검정하였다.

1. 대상자의 인구·사회학적 특성

연구대상자의 거주지역의 경우, 시에 거주하는 남성 독거노인이 199명(59.6%)으로 군에 거주하는 경우 135명(40.4%)보다 많았다. 연령은 75세~84세 154명(46.1%)으로 가장 많았으며, 65세~74세는 103명(30.8%), 85세 이상은 77명(23.1%)이었다. 남성 독거노인의 결혼상태는 사별 227명(68.0%)이 가장 많았으며 이혼, 별거 등은 107명(32.0%)이었다. 독거 기간은 10년 이상 165명(49.4%)이 가장 많았으며, 5년 이하는 9 3명(27.9%)이고 5년에서 10년 이하는 76명(22.7%)으로 가장 적었다. 학력은 초등학교 졸업 146명(43.7%)이 가장 많았고, 자녀가 있는 경우가 309명(92.5%)이었다. 주관적 경제상태는 ‘중’이 168명(50.3%)으로 가장 많았으며, ‘하’가 153명(45.8%), ‘상’은 13명(3.9%)이었다(Table 1).

Table 1
General Characteristics of Male Older Men Living Alone (N = 334)

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2. 연구변수의 기술적 통계

본 연구변수의 기술통계 및 정규성 검증 결과는 Table 2와 같다. 대상자의 사회적 지지 총점은 35.09 (± 9.72)점이었으며, 영역별로는 가족지지 12.33 (± 4.16)점, 친구지지 10.87 (± 3.65)점, 의미 있는 사람의 지지 11.88 (± 3.52)점이었다. SGDS-K로 측정한 우울의 총점은 6.44 (± 4.13)점이며 우울의 절단점인 8점 이상에 해당하는 대상자는 130명(38.9%)이었다. 신체적 기능을 측정한 주관적 건강상태는 3.38 (± 0.97)점이며, K-IADL로 측정한 도구적 일상생활 활동 점수는 12.33 (± 3.46)점이었다. 건강증진 활동점수는 평균 27.56(± 5.03)점이었으며, 6가지 사회활동에 참여여부로 측정한 사회참여수는 평균 0.72 (± 1.25)개이었으며 사회참여를 전혀 하지 않는 대상자가 218명(65.3%)이었다. 대상자의 삶의 질 총점 평균은 70.35(± 12.21)점이었으며 4개 영역별로는 신체적 삶의 질은 20.70(± 4.29)점, 심리적 삶의 질은 17.99 (± 3.43)점, 사회적 삶의 질은 8.02 (± 2.14)점, 환경적 삶의 질은 23.64 (± 4.78)점이었다(Table 2). 본 연구에 사용된 도구의 신뢰도 Cronbach's α는 사회적 지지, 우울, 주관적 건강상태, 도구적 일상생활 활동, 건강증진 활동, 전체 삶의 질, 신체적, 심리적 및 환경적 하부영역의 삶의 질은 .70 이상 이었으며 사회적 삶의 질의 Cronbach's α는 .66 이었다. 정규성 검정을 위해 변수의 왜도와 첨도의 절대값을 산출한 결과 일변량 왜도의 절대값의 범위는 0.03~2.09로 3.0보다 작았고, 일변량 첨도의 절대값의 범위는 0.02~5.40으로 모두 7 미만임을 확인하여 일변량 정규성은 충족하였다[46] (Table 2).

Table 2
Descriptive Statistics and Confirmatory Factor Analysis of Measurement Model (N = 334)

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3. 구조모형 분석

4) 가설모형의 경로계수 추정

사회적 지지, 사회경제상태, 기능, 활동, 사회참여의 5가지 개념에 대하여 9개의 변수를 사용하여 구축한 삶의 질 모형의 설명력은 83.7%이었다. 먼저, 삶의 질은 기능, 활동 및 사회적 지지로부터 유의한 영향을 받았다. 구체적으로 우울과 주관적 건강상태로 측정한 기능점수가 높을수록(기능이 낮음을 의미) 삶의 질은 유의하게 낮아졌다(B = − 0.16, C.R. = − 2.74). 또한 삶의 질은 도구적 일상생활 활동과 건강증진 활동으로 측정한 활동점수가 높을수록(활동이 낮음을 의미) 유의하게 낮았으며(B = − 0.58, C.R. = − 2.63), 사회적 지지가 높을수록 유의하게 증가하였다(B = 0.15, C.R. = 3.37). 기능은 사회적 지지(B = − 0.74, C.R. = − 6.79)와 사회경제(B = − 0.20, C.R. = − 3.18) 변인으로부터 유의한 영향을 받았다. 즉, 우울과 주관적 건강상태로 측정한 기능(점수가 높을수록 기능이 낮음을 의미)은 사회적 지지가 높을수록, 교육수준이 높을수록 유의하게 점수가 낮아지는 것으로 나타났다. 활동은 기능(B = 0.23, C.R. = 5.02)과 사회경제상태(B = − 0.12, C.R. = − 3.84)로부터 유의한 영향을 받았다. 즉, 기능점수가 높으면(기능이 낮음을 의미) 활동점수가 유의하게 높아(활동이 낮음을 의미)졌으며, 교육수준이 낮을수록 활동점수는 유의하게 높았다. 사회참여는 교육수준으로 측정한 사회경제상태(B = 0.16, C.R. = 1.97)의 유의한 영향을 받는 것으로 나타났다. 즉 교육수준이 높을수록 사회참여가 유의하게 높은 것으로 나타났다(Table 3).

Table 3
Parameter Estimates for Hypothetical Structural Model and Standardized Direct, Indirect, and Total Effect (N = 334)

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5) 가설모형의 효과분석

남성 독거노인의 삶의 질에 총 효과를 주는 변인은 기능(β = − .73, p = .002), 활동(β = − .52, p = .002), 사회적 지지(β = .51, p = .002), 사회경제상태(β = .21, p = .002)이었으며 사회참여의 총 효과는 유의하지 않았다. 그 중 활 동은 삶 의 질에 직접효과(β = − .52, p = .003)만이 유의하였으며 사회적 지지는 직접효과(β = .23, p = .004)와 간접효과(β = .28, p = .033)가 모두 유의하였으며 삶의 질의 설명력은 83.7%이었다. 사회경제상태와 기능은 부트스트래핑 직접효과 없이 활동을 통해서 삶의 질에 영향을 미치는 간접효과가 유의하여 총 효과가 유의하였다. 남성 독거노인의 사회참여에는 활동, 사회경제 상태, 기능, 사회적 지지 순으로 유의한 영향을 미쳤으며 이들의 설명력은 17.4%이었다. 그 중 활동은 사회참여에 직접 효과만이 유의하며 총 효과가 유의하였다. 한편, 사회경제상태와 기능은 부트스트래핑 결과 직접효과 없이 활동을 통해 간접 영향을 미치므로 총 효과가 유의하였다. 남성 독거노인의 활동에는 기능, 사회경제 상태 및 사회적 지지 순으로 영향을 미쳤으며 이들의 설명력은 49.4%이었다. 그 중 기능은 활동에 유의한 직접효과만 보이며 총 효과가 유의하였다. 사회경제상태의 경우 활동에 직·간접 효과가 모두 유의하며 총 효과도 유의하였다. 그러나 사회적 지지는 부트스트래핑 결과 활동에 직접효과 없이 기능을 통해서 활동에 기여하여 총 효과가 유의한 것으로 나타났다. 기능에는 사회적 지지와 사회경제 상태 모두 직접효과가 유의하여 총 효과가 유의하였으며 이들의 설명력은 24.7%이었다(Table 3). 결과적으로 삶의 질에 가장 큰 직접 효과를 주는 요인은 활동(β = − .52, p = .003)과 사회적 지지(β = .23, p = .004)로 나타났다. 사회참여에 직접효과를 주는 요인은 활동(β = − .29, p = .027)이었고 활동에 직접효과를 주는 요인은 기능(β = .62, p = .002)과 사회경제상태(β = − .30, p = .002)이며, 기능에 직접효과를 주는 요인은 사회적 지지(β = − .46, p = .002)와 사회경제상태(β = − .19, p = .002)로 나타났다(Table 3, Figure 2).

Figure 2
Path diagram of the model for quality of life of older men living alone.

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