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J Korean Gerontol Nurs > Volume 23(1):2021 > Article
1인 가구 중고령자 삶의 만족 구조 모형

Abstract

Purpose

This study aimed to construct and test a hypothetical model of the life satisfaction of middle-aged and older people living alone.<br/>

Methods

Data were collected from 214 participants in one city of South Korea from the 20th to 31st of March 2019. The assessment tools included laughter, dependency, loneliness, depression, and life satisfaction. Data were analyzed using the SPSS 25.0 and AMOS 26.0 programs.<br/>

Results

The modified model was a good fit for the data. The model fit indices were x2=44.51 (p<.05), the Comparative Fit Index (CFI)=.97, Tucker-Lewis Index (TLI)=.96, and Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)=.06. Depression was directly influenced by dependency (β=.14, p=.005), laugh (β=-.28, p=.002), and loneliness (β=.48, p<.001). Loneliness mediated the relations among laugh, dependency, and depression. Loneliness (β=-.34, p<.001), and depression (β=-.39, p<.001) had direct effects on life satisfaction.<br/>

Conclusion

These results suggest that the level of laughter and dependency is highly associated with negative emotions such as loneliness and depression in middle-aged and older people living alone. Depression and loneliness decreased life satisfaction. Nursing interventions are needed to alleviative negative emotions and increase life satisfaction by building a meticulous monitoring and supportive system that considers individual subjects.

서 론

1. 연구의 필요성

중고령자는 고령자고용촉진법상의 준고령자(50~54세)와 고령자(만 55세 이상)를 통칭하여 50세 이상으로 중년층, 장년층, 고령층을 통틀어서 지칭되는데, 한국의 50대 이상 중고령자 중 1인 가구는 2017년 49.2%였고, 2025년에는 55.0%에 이를 것으로 추계되고 있다[1]. 중장년층 1인 가구는 대개 교육이나 직업의 문제, 이혼, 별거 등으로 인해 형성되고 있으며, 고령층은 전통적인 가족관 및 부모부양에 대한 가치관의 변화와 배우자 사별에 의하여 형성되는 경우가 많다[2].
중고령자 1인 가구는 경제활동 중단이나 건강문제 등으로 갑작스런 빈곤과 이웃과의 접촉이 감소하여 사회적으로 고립될 위험성이 매우 높고[3], 혼자 살면서 아플 때 간호해 줄 사람이 없어 심리적 불안과 외로움을 느끼며, 가사 일을 포함한 일상생활의 어려움과 경제적 불안을 경험하게 된다[4]. 그러므로 신체적 약화와 경제적인 문제, 사회적 관계성 등 다양한 측면에서 위험성을 지닐 수 있는 중고령자 1인 가구의 삶을 구체적으로 조명해 볼 필요가 있으며, 빠른 속도로 고령사회화 되고 있는 현 시점에서 이들 삶의 만족을 높이기 위한 노력은 국가의 당면과제라 할 수 있다.
삶의 만족은 삶에 대한 주관적인 평가로 개인이 자신의 기준이나 우선순위에 따라 삶을 평가하는 인지과정이다[5]. 개인은 우선순위에 따라 자신의 삶을 평가하고 그것에 대한 종합적인 판단을 하며, 좋은 일과 좋지 않았던 일을 비교하거나 만족감의 정도를 평가하여 삶의 만족도를 결정한다[6]. 삶의 만족은 개인의 안녕감(well-being)을 보여주는 대표적 지표로서, 과거에 비해 노년기가 연장되고 만족스러운 노후를 보내는 일이 중요해지면서 성공적인 노화에 더욱 중요한 요소가 되었다.
1인 가구 노인은 가족과 동거하는 노인보다 삶의 만족도가 낮은 수준으로 보고되고 있다[7]. 중고령층에서 노화로 인한 변화와 만성질환 등은 신체적 의존을 비롯한 경제적 ․ 정신적 의존을 심화시키는 요인으로 작용할 수 있으며, 이러한 노인의 의존성의 증가는 삶의 만족에 영향을 미친다[8]. 일상생활에서 개인위생을 유지하고 실내외를 이동할 수 있는 신체적 의존과 경제적인 생활을 하는데 타인의 도움이 필요한 경제적 의존을 비롯하여 심리적 지지와 감독을 필요로 하는 의존성[9], 즉, 1인 가구 중고령자의 신체적, 경제적, 심리적 의존성이 증가된 상황에서 적절한 자원와 중재의 개입이 이루어지지 않는다면, 결국 이들은 사회적 고립과 가족 부담 등으로 이어질 수 있는 사회적 위험요인이 될 수 있을 것이다.
우울은 삶의 만족의 주요 요인 중 하나로, 1인 가구의 경우 다인가구에 비해 우울과 자살 시도율이 높은 것으로 보고되고 있다[10]. 우울이 높은 중고령자일수록 삶의 만족이 낮으므로[11], 삶의 만족의 예측요인으로써의 우울을 규명하고, 그 정도를 완화하기 위한 예방적, 치료적 개입이 필요하다. 1인 가구이면서 연령이 증가할수록 정서적 외로움 또한 증가하기 쉬운데[12], 노년기의 외로움은 스트레스를 유발하는 보편적인 문제로 독거노인의 단기간의 인지기능 변화에 사회적 고립이나 우울보다 더 중요한 요인이며[13], 노인의 건강과 삶의 만족도에 결정적인 영향을 미친다[14]. 지금까지 지나온 인생을 돌아보며 성숙과 통합을 이루어가야 할 시기의 외로움은 삶의 만족을 저하시키는 주요 요인으로 작용할 수 있으므로 이에 대한 관심이 요구된다.
중고령자는 은퇴와 더불어 사회적 관계가 감소되고 신체적, 정신적 건강이 약화되기 시작하는 시점으로, 삶의 활력과 웃음을 잃어 가고 부정적 정서의 경험이 증가할 수 있다. 웃음은 많은 선행연구에서 건강증진을 위한 효과적인 중재방안으로 제안되고 있는데, 생리적 지표를 향상시키고, 폐활량과 혈액순환을 증가시켜 노인의 건강증진에 도움이 된다[15], 또한 노인의 우울 수준을 낮추면서 삶의 질을 유의하게 높이고[16], 중고령자의 웃음 수준은 우울 및 외로움과의 부적 상관관계가 보고되고 있다[17].
이에 본 연구는 1인 가구 중고령자 삶의 만족을 평가함에 있어 웃음, 의존성, 외로움 및 우울을 포함하고, 이들 요인이 삶의 만족에 직 ․ 간접적인 영향을 미치는지의 구조적 관계를 규명함으로써 간호중재 수립을 위한 기초자료를 제공하고자 한다.

2. 이론적 기틀과 가설적 모형

인간의 삶에 대한 주관적 안녕감은 스트레스가 많은 우울한 경험보다 즐거운 경험이 클 때 커진다는 상향이론의 근간하에 삶에 대한 개인의 해석, 삶의 조건, 성격요인 등이 간접적으로 영향을 미친다고 본다[18]. Bergefurt 등[19]은 일상생활활동, 보행능력을 포함하는 이동성, 이웃과의 응집성과 친밀감 등의 개인적 특성이 공공장소 이용에 대한 경로를 통해 외로움과 삶의 만족의 모형을 제시하면서, 일상생활활동을 수행하는데 더욱 더 의존적임을 의미하는 수동적이며 소극적인 공공장소의 이용, 즉, 개인의 이동성이 외로움과 삶의 만족에 영향을 주고 있음을 보고하였다. 이러한 개인의 이동성의 감소는 곧 의존성의 증가를 반영하는 것으로, 본 연구는 중고령 시기에 심리적 의존과 경제적 의존의 증가가 우울을 증가시켜 삶의 만족에 영향하는 것으로 보았다.
중고령자 1인 가구의 삶의 만족을 평가하기 위해 의존성 정도와 삶의 조건에 대한 개인의 긍정적 해석으로 평가할 수 있는 웃음 수준을 외생변인으로 하여, 삶의 만족에의 직접적 영향요인으로 보고되어 온 우울과 외로움을 매개변인으로 삶의 만족에 영향하는 경로를 파악하고자 하였다. 이를 통해 1인 가구 중고령자를 대상으로 고려되어야 할 중재적 시사점을 발견하고자 한다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 중고령자 1인 가구의 삶의 만족의 구조적 관계를 구축한 후 요인 간의 직접적, 간접적 경로를 확인하기 위한 탐색적 구조모형 연구이다.

2. 연구대상

본 연구는 2019년 3월 20일에서 31일까지 충남의 도농복합 도시인 C시에 거주하는 50세 이상의 중고령자를 대상으로 하였다. 대상자는 지역 통장 소개와 눈덩이 표집방법으로 가정방문하거나, 노인정 및 노인대학에서 1인 가구임을 확인한 후 편의표집 하였다. 만성질환 정도가 심각하거나 거동이 불편한 노인, 치매로 진단받고 인지기능이 저하되어 본 연구의 목적을 이해하고 협조하기 어려운 노인은 제외하였으며, 연구에 참여한 230명 중 설문지 작성이 불충분한 16사례를 제외한 총 214명이 최종 분석에 포함되었다. 이는 구조모형 연구에서 최대우도법을 사용하기 위해 추천되는 대상자의 수 200명 이상[20]을 충족한다.

3. 연구도구

1) 웃음

국내 웃음치료소가 제시한 30문항 중 Kim [17]이 ‘나는 스트레스를 잘 이겨낸다’와 같이 웃음과 직접적인 문항이 아닌 경우를 제외하고 수정 ․ 보완한 21문항을 사용하였다. 본 도구는 5점 척도로 웃음 값이 클수록 특정 상황을 웃음으로 넘기며, 많이 웃는 것을 의미하며, Kim [17]의 연구에서 Cronbach’s α값 .84, 본 연구에서는 .92였다.

2) 의존성

의존성을 측정하기 위하여 1인 가구 노인 5명을 인터뷰한 결과, 집안 내에서 필요한 가사일 등의 일상생활수행능력과 병원, 은행, 관공서 등에서의 개인적인 수행에 있어서의 독립적인 수행능력, 1인 생활을 위한 재정적인 부분, 심리적 지지 등이 핵심요인으로 추출되었다. 이를 기반으로 설문지 문항을 구성하여 간호학과 교수 4인으로부터 타당도를 검토한 결과, 6문항 중 4문항이 내용타당도(Item-level Content Validity Index, I-CVI) 1.0으로 타당하였고, 6문항의 평균 S-CVI (Scalelevel Content Validity averaging method)는 .92였다. 최종적으로 집안 내에서의 기본생활 수행의존성, 1인 생활 유지를 위한 관공서, 은행 등의 외부적인 업무 수행의존, 생활을 유지하기 위한 재정적인 독립성, 소통과 지지의 심리적 의존성을 확인하는 4문항으로 도움이 필요한 정도를 4점 척도로 구성하여 도움이 필요할수록(점수가 높을수록) 의존성이 증가하는 것으로 0에서 16점까지의 점수분포가 가능하다. 본 연구에서 Cronbach’s α값은 .82였다.

3) 외로움

Lee [21]의 한국 노인의 외로움 측정도구(Korean Geriatric Loneliness Scale, KGLS)의 도구사용 허가를 득한 후 사용하였다. 도구는 총 14문항의 3개 하위요인으로 구성된 4점 척도이며, 가능한 점수의 범위는 14~56점으로 점수가 높을수록 외로움 정도가 큼을 의미한다. 도구 개발 당시[21]의 Cronbach’s α값 .90, 본 연구에서는 .87이었다.

4) 우울

Sheich와 Yesavage [22]의 단축형 노인우울척도를 Kee [23]이 한국적 특성에 맞게 수정 ․ 보완한 노인우울 단축척도 한국 버전(Geriatric Depression Scale Short Form-Korea, GDSSF-K)을 사용하여 우울을 측정하였으며, 도구사용의 허락을 득하였다. 본 도구는 대상자가 ‘예’ 또는 ‘아니오’로 대답하는 양분척도로 총 15문항, 각 문항 당 0점 또는 1점을 부여하며 0~4점은 정상상태, 5~9점은 경증우울, 10~15점은 중등도 혹은 증증 우울증으로 분류한다. 한국형우울검사는 개발당시 Kee [23]에서 Cronbach’s α값은 .88, 본 연구에서 Cronbach’s α 값은 .90이었다.

5) 삶의 만족

Diener 등[5]이 개발하여 연구자들이 자유롭게 사용할 수 있도록 공식적으로 허락된 삶의 만족 척도(Satisfaction with Life Scale, SWLS)를 사용하였다. 본 도구는 5문항의 7점 척도이었으나, Chung [24]의 연구에서 조사대상이 노인임을 감안하여 척도 사용법을 이해하기 어려울 수 있다는 사실에 기반 하여 5점 척도로 변환하여 사용한 이후로 많은 연구에서 5점 척도를 사용하고 있으며, 점수가 높을수록 삶의 만족정도가 높음을 의미한다. 도구의 신뢰도는 Chung [24]의 연구에서 Cronbach’s α값은 .75였고 본 연구에서는 .80이었다.

4. 자료수집

본 연구는 연구자가 소속대학교의 생명윤리위원회에 연구목적과 진행에 대한 심의(IRB No. 1041479-HR-201809-004)를 받았다. 자료수집은 C시의 보건소에 의뢰하여 1인 가구 중 고령자를 파악한 후, 각 가정에 전화를 하여 연구에 대한 설명 후 동의한 경우에 한해 연구보조원이 직접 방문하였다. 설문지 조사 전 본 연구의 목적과 검사지 기입 방법을 설명하고, 설문 작성을 원하지 않으면 중도에 철회 할 수 있음을 충분히 설명하고 연구참여에 동의하는 경우 동의서에 자필 서명한 후에 작성하도록 하였다. 설문지 내용에 대한 이해를 높이고 대상자의 질문에 응답할 수 있도록 설문지 작성 시간동안 연구자가 함께 있었으며, 1회 설문 작성 시 소요되는 시간은 약 20분이었으며, 연구참여에 대한 소정의 답례를 제공하였다.

5. 자료분석

구조모형분석을 실시하기 위한 기본 가정의 충족 정도를 확인하기 위하여 SPSS/WIN 25.0 프로그램을 활용하여 기술통계치와 상관계수를 산출하였으며, 각 척도의 신뢰도를 확인하기 위해 문항의 내적일관성(Cronbach’s α 값)을 확인하였다. 본 연구의 최종모형을 선택하기 위해 AMOS 18.0을 이용하여 가설모형을 검증하여 모형의 적합도 지수가 높은 모형을 최종 연구모형으로 선택하였다.

연구결과

1. 대상자의 일반적 특성과 연구변수의 서술적 통계

대상자의 일반적 특성은 Table 1과 같다. 본 연구대상자의 연령은 남성과 여성 모두에서 76~80세가 가장 많았다. 교육수준은 초등학교 졸업이 전체의 45.8%로 가장 많았고, 남성의 경우 초등학교 졸업이 46.4%, 무학이 33.9%였던 것에 비해, 여성은 초등학교 졸업이 41.9%, 중학교 졸업이 25.8%순으로 나타났다. 전체 대상자의 72.0%, 남성의 78.1%, 여성의 35.5%가 사별한 것으로 나타났다. 자녀수가 4명 이상인 경우가 전체의 28.0%로 조사되었다. 대상자의 35.0%가 종교를 가지고 있지 않았으며, 46.3%가 경제적 상태를 나쁘다고 인식하고 있었다. 주관적 건강상태를 나쁘다고 인식하는 경우가 35.0%로. 남성의 36.6%가 나쁘게 인식하고 있는 반면, 여성은 매우 나쁨, 나쁨, 보통이라고 인식하는 경우가 각각 25.8%였다. 현재 직업을 가지고 있지 않는 대상자가 79.4%로 많았다.
본 연구모형에서 사용된 변수인 웃음지수, 의존성, 외로움, 우울 및 삶의 만족의 정규성을 확인한 결과, 모든 변수가 왜도 2 이하인 경우와 첨도가 7 이하인 기준에 벗어나지 않아 정규성에 위배되지 않는 것으로 나타났다(Table 1).

2. 측정변수간의 상관관계 및 다중공선성

가설 검증 전, 웃음지수, 의존성, 외로움, 우울 및 삶의 만족간의 상관관계를 알아보기 위해 Pearson의 적률상관분석을 실시하였다(Table 2).
웃음지수는 외로움(r=-.60), 우울(r=-.62)과 통계적으로 유의한 부적 상관이 있었으며, 삶의 만족(r=.56)과 정적 상관이 있었다. 의존성은 외로움(r=.25)과 우울(r=.29)과 정적 상관이 있는 반면, 삶의 만족(r=-.16)과는 부적 상관이 있었다. 외로움은 우울(r=.63)과 정적 상관을 삶의 만족(r=-.57)과는 부적 상관관계가 있었고, 우울은 삶의 만족(r=-.64)과 부적 상관관계가 있었다. 본 연구에서 독립변수 간의 상관계수의 절대값은 모두 .85 이하로 다중공선성이 존재하지 않았다.

3. 각 변인들 간의 구조적 관계 검정

1) 연구모형의 적합도 검증

본 연구에서 완전매개 모형과 부분매개 모형 중 어떤 모형이 실제 자료와 부합하는지를 측정하는 적합도 시수를 x2 유의수준(기준>.05), Tucker-Lewis Index (TLI)(기준>.90), Comparative Fit Index (CFI)(기준>.90), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) 값(기준<.08)을 검토한 결과, 연구모형에서 확인된 적합도는 x2=44.51(df=22, p=.003)이었다. 표본의 크기에 대한 안정적인 수치들을 확인한 결과, TLI는 .96로 매우 적합한 것으로 나타났으며, CFI는 .97으로 모두 이론적 지수 수준(.90)을 충족하는 것으로 매우 적합한 것으로 나타났다. 표본의 크기에 가장 영향을 작게 받는 RMSEA는 .06(.017~.098)로 자료에 잘 부합된다.

2) 연구모형 분석

연구모형에 대한 분석결과와 웃음, 의존성, 외로움, 우울 및 삶의 만족 간의 구조적 관계를 확인하기 위해 완전매개 모형의 각 경로의 유효성을 검증한 경로계수 값은 Figure 1Table 3에 제시하였다.
가설적 모형에서 통계적으로 유의하게 나타난 경로는 웃음에서 외로움 경로(p<.001), 웃음에서 우울 경로(p=.02), 의존성에서 외로움 경로(p=.002), 의존성에서 우울 경로(p=.005), 외로움에서 우울 경로(p<.001), 외로움에서 삶의 만족 경로(p<.001), 우울에서 삶의 만족 경로(p<.001)이었다.

3) 연구모형의 효과 분석

1인 가구 중고령자의 삶의 만족에 우울과 외로움의 매개효과를 확인하기 위해 잠재변인들 간의 관계를 직접효과와 간접효과, 총 효과는 Table 3에 제시하였다.
웃음은 외로움에 직접효과(β=-.71, p<.001)가 있으며, 외로움을 통해 우울에 영향을 주는 간접효과(β=-.34, p<.001)가 있는 것으로 나타났다. 또한 웃음이 우울에 직접효과(β=-.28, p=.002)가 있었다. 의존성은 외로움에 직접효과(β=.18, p=.002)가 있었으며, 외로움을 통해 우울에 간접효과(β=.09, p=.014)가 있는 것으로 나타났다. 의존성은 또한 우울에 직접효과(β=.14, p=.005)가 있었다. 외로움은 우울에 직접효과(β=-.48, p<.001)가 있었으며, 우울을 통해 삶의 만족에 영향을 주는 간접효과(β=.19, p=.013)가 있는 것으로 나타났다. 외로움은 삶의 만족에 직접효과(β=-.34, p<.001)가 있었다. 우울은 삶의 만족에 직접효과(β=-.39, p<.001)가 있는 것으로 나타났다.

논 의

본 연구에서 1인 가구 중고령자의 삶의 만족 정도는 1.03점(점수범위 1~5점)으로 Kim과 Jeong [8]에서 50~64세의 일반가구 장년층의 6.11점(10점 만점), 65세 이상 노인층의 5.98점(10점 만점)보다 낮고, 1인 가구 노인을 대상으로 한 Lee [6]에서 0~90점 중 55.56점이었던 것에 비해서도 낮은 수준이다. 노년기의 높은 수준의 생활에 대한 만족은 성공적 노화의 요건이라고 할 수 있으며, 생활 만족은 삶의 만족으로, 궁극적으로는 삶의 질 향상이라는 함축적 의미를 포함하고 있다. 한국에서는 연령이 높아질수록 삶의 만족 수준이 낮아지는 경향이 있고 특별히 중고령층의 삶의 만족 수준이 낮은 것으로 알려져 있는데[8] 본 연구에서 50대 이후의 장년층과 노년층 1인 가구의 전반적인 삶의 만족 정도가 낮은 것과 동일한 맥락이다. Lee [7]는 삶의 만족이 상대적으로 낮은 독거노인에게 노후생활 안전지원이나 방문간호 지원사업의 필요성을 주장하였다. 특히 노년기의 연장으로 과거에 비해 더욱 만족스러운 노후를 보내는 일이 중요해진 시점에서 성공적 노화를 위한 삶의 만족의 개선을 위해 1인 가구 중고령자의 삶의 만족에 기여하는 요인을 다각적으로 검토하여 간호중재 및 정책적 개입을 통한 삶의 만족도 개선이 요구된다. 1인 가구 중고령자가 이처럼 삶의 만족 정도를 낮게 인식하는 데에는 다양한 영향요인이 수반될 수 있으나, 본 연구에서는 웃음, 의존성, 외로움 및 우울과의 구조적 관계 검증을 통해 이들의 삶의 만족 정도의 긍정적인 변화를 위한 중재전략을 제시하고자 한다.
본 연구결과, 웃음은 우울에 직 ․ 간접적인 부적 영향과 함께 외로움에 직접적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 웃음이 높아지는 경우 노인의 우울감 감소에 기여한다는 주장[16]을 지지하는 결과이다. 또한 본 연구에서 웃음이 외로움에 직접적 영향을 주고 있어, 웃음의 정도가 중고령층 1인 가구 대상자의 외로움과 우울 정도를 예측하는 주요 지표로 활용될 수 있음을 알 수 있다. 또한 부정적 정서를 완화하고 긍정적 정서 향상을 위한 주요 전략으로 사용될 수 있음을 의미한다.
웃음은 외부자극이나 내부자극에 의해 횡격막과 호흡근육의 수축으로 구성된 인간의 신체 반응이며 기쁨, 행복과 같은 긍정적인 감정 상태의 시각적 표현으로[15], 많은 선행연구들은 웃음이 생리적 지표를 향상시키고 우울 완화를 비롯한 다양한 노년기 건강에 유용한 요소임을 보고하여 왔다[15,16]. 따라서 1인 가구 중고령자를 대상으로 웃음 정도와 웃음 감소 및 증가에 기여하는 요인을 파악하여, 인생 후기의 삶의 질을 높이고 행복한 노년을 영위할 수 있도록 도와야 하겠다. 코믹프로그램 시청이나 오락 프로그램 참여 등을 통해 웃을 수 있는 실내외 환경을 조성하고, 가족과 이웃, 동년배와의 모임을 통하여 즐거움을 찾아갈 수 있도록 유도함으로써 홀로 있음으로 인해 비롯되는 외로움과 우울 등의 부정적 정서를 경감하기 위한 중재적 노력이 필요하겠다.
본 연구에서 의존성은 외로움에 직 ․ 간접적인 정적 영향과 우울에 직접적인 영향을 주면서 우울과 외로움을 통하여 삶의 만족에 영향하여, 노인의 의존성 증가는 우울을 초래해 삶의 만족감과 행복감을 저하에 기여한다는 보고[25]와 같은 맥락의 결과였다. 의존성은 연령이 증가함에 따라 증가하는데 특히 노화에 따른 시력 저하와 같은 감각기능의 상실로 인하여 증가할 수 있으며[9], 신체적 기능상태 저하로 인한 의존성이 클수록 우울 정도가 높다[25]. Chokkanathan와 Mohanty [25]는 저하된 건강상태는 의존성을 증가시키고 가족의 긴장감을 증가시켜 삶의 만족을 저하시키는 경로임을 제시하였으며, Takkinen 등[26]은 빈곤 노인에게서 경제적 의존이 증가할 수 있음을 보고하여 의존성이 개인의 신체적, 정서적, 경제적 요인과 같은 다양한 측면에서 이해되어야 함을 보여주고 있다. 이러한 결과는 1인 가구 중고령자의 신체적 기능을 효율적으로 증진하면서 일상생활을 유지할 수 있도록 신체적, 정서적 측면에 대한 주기적인 감시체계, 고위험군 발견 등 적극적인 의료개입이 필요함을 시사하는 결과이며, 현재 시행되고 있는 노인 대상의 공적연금제도 및 노인복지지원의 당위성을 보여주는 결과라 할 수 있다.
일상생활 및 경제적 의존 정도가 외로움 및 우울과 같은 부정적 정서에 영향을 미치는 요인으로 작용할 수 있어, 의존성의 증가된 구체적인 영역을 확인하고 사회적 지지를 비롯한 정책적 중재의 개입이 필요하다. 이는 사회적 지지의 부재가 생활, 경제적, 정서적 어려움을 가중시키고 심리적 의존성이 높은 경우 부정적 정서가 증가하여 궁극적으로 노인 삶의 만족을 저해할 수 있으므로 의존성이 증가할 때 기댈 수 있는 관계와 공동체 형성이 필요하다는 주장[8]과 같은 맥락으로, 심리정서적, 사회경제적, 일상생활 수행능력 등 다양한 차원에서 적극적인 모니터링이 필요할 것으로 생각된다. 노인의 의존성의 결과는 그 이전 시기와 관련이 있을 수 있으므로, 취약계층의 경우에는 50세 이후부터 관리가 시작되어야 할 필요가 있겠으며, 고령화 시대에 따른 문제를 선제적이며 실효성 있게 해결하기 위해서는 그 대상을 노인으로 국한시키기 보다는 중장년층을 포함하여 확대 ․ 적용될 필요가 있을 것으로 여겨진다.
외로움은 우울과 삶의 만족에 직접적인 효과가 있었으며, 우울을 매개하여 삶의 만족에 영향을 미치기도 하였다. 이는 외로움으로 인한 고통을 반영하는 증상이 우울과 삶의 만족도를 연결하는 교량 증상임을 제시한 것[27]과 같은 맥락이다. 외로움은 정서적 안녕의 감소, 즉, 부정적인 감정과 기분과 관련되는 것으로, 많은 지역사회 독거노인들은 세상에 홀로 있는 느낌의 외로움을 호소하며 높은 수준의 우울을 보고하고 있어[28] 1인 가구 대상자의 삶의 만족 증진을 위해서는 가족, 친구, 직장 등 사회와의 분리로 인한 외로움 수준을 감소시키기 위한 전략이 요구됨을 알 수 있다. 국내 선행연구에 따르면, 연령이 높아질수록 특히 65세 이상 노인의 경우 정서적 곤란에 대해 도움을 청할 사람이 없다는 응답이 장년층에 비해 두배 정도 높은 수준이었고[8], 중고령자의 심리적 건강은 대인관계만족을 매개로 하여 삶의 만족에 영향을 주며[29], 사회적 지지의 부재는 장년의 삶의 만족 수준을 유의하게 감소시키고, 사회적 지지 부재가 심화될수록 노인의 삶의 만족 수준이 낮아진다[16]. 즉, 대인관계와 사회적 지지 등 사회적 관계와 소통의 부재로 인한 외로움은 개인의 정서적 안녕에 위해를 가하고, 삶의 만족 정도에 부정적으로 영향하는 요인이 될 수 있으므로 1인 가구 중고령자들의 이웃, 가족, 친지와의 연락과 소통의 정도를 비롯한 사회적 관계망에 대한 평가가 필요하다. 장년층을 위해서는 일자리 확보와 공공 프로그램 참여와 봉사 등을 통한 사회활동 증가가 요구되며[7], 노년층을 위해서는 주기적인 안부전화, 말벗 프로그램, 마을 봉사, 이웃과의 교류 프로그램 참여 등을 통한 사회적 참여를 격려를 고려해 볼 수 있겠다. 즉, 지속적인 관찰과 상담을 통하여 홀로 삶을 영위하는 중고령자들의 사회적 관계가 단절되거나 감소되지 않도록 지역사회를 중심으로 한 사회적 지지 체계의 단계적 구축을 위한 적극적인 노력이 필요하다.
본 연구대상자의 우울은 삶의 만족에 직접적으로 영향을 미치는 것으로 나타나, 독거노인의 삶의 만족에 우울이 주요요인임을 보고한 선행연구[7] 결과와 동일하다. 중고령자는 노후생활을 영위함에 있어 경제적 어려움을 비롯한 다양한 원인에 의해 우울이 증가하는 것으로 알려져 있는데, 우울은 경제활동을 하는 노인의 삶의 만족도에도 큰 영향력을 미치고 있어[30] 중고령자의 건강한 삶을 위해서 우울 증상의 모니터링과 우울증 완화를 위한 조기 개입이 무엇보다 중요함을 알 수 있다. 우울 증상 감시를 위해서는 방문평가와 같은 직접적인 방법뿐만 아니라 스마트폰 앱 등을 이용한 적극적인 모니터링과 함께 필요시 진단과 치료를 받을 수 있도록 의료기관을 연계하고, 치료가 중단되지 않도록 관리 및 감시가 요구된다.
본 연구에서 웃음, 의존성, 외로움 및 우울이 삶의 만족에 영향을 미치는 변인으로 밝혀졌다. 이에 근거하여 삶의 만족 증대를 위한 중재 전략을 고려함에 있어 개인, 가족 및 사회적 관계망에 대한 적극적인 탐색이 우선되어야 할 것으로 생각된다. 중재방법 또한 자발적인 참여의 기회만을 제공하기보다는 의존성과 외로움이 높은 1인 가구 대상자들이 참여할 수 있도록 실제적인 접근 전략을 모색해야 할 것이다. 무엇보다 개인적인 사정과 만성질환 등으로 인해 이웃과의 접근이 어려워진 경우에는 스마트폰을 활용한 어플리게이션, 인터넷 기반 간호중재 등을 통해 효율성을 높일 수도 있을 것으로 여겨진다. 사회적 기능의 수행이 개인적인 만족으로 이어질 수 있으므로, 자원봉사, 여가생활 및 자조그룹 등 새로운 역할 혹은 기존의 역할을 확장이 부정적 정서 완화에 기여하고 삶의 만족감 증진을 위한 전략이 될 수 있다. 다만, 이는 대상자의 신체적, 정서적, 사회경제적 상황에 대한 면밀한 검토와 종합적 분석 및 다각적인 사회적 지지 체계의 구축과 함께 고려되어야 할 것이다.
본 연구는 일개 지역에 거주하는 노인과 중장년층을 포함하여 1인 가구 중고령자를 대상으로 하여 일반화에 제한이 따르나, 웃음과 의존성이 외로움과 우울을 매개로 하여 삶의 만족에 영향하는 구조적 관계를 밝힌 데 연구의 의의가 있다. 본 연구의 결과를 종합하면, 1인 가구 중고령자의 안정된 정서와 만족스러운 삶을 영위하도록 돕기 위해서는 웃음과 의존성의 수준을 파악함으로써 외로움과 우울 수준을 예측하고 모니터링 하는 것이 필요하며 다양한 지역사회 관계망 형성, 건강과 복지적 차원의 간호중재를 통해 이들의 삶이 고립되고 의료와 복지의 사각지대에 놓이지 않도록 다차원적인 정책적 노력이 필요함을 시사하고 있다.

결론 및 제언

본 연구에서는 1인 가구 중고령자를 대상으로 삶의 만족에 웃음, 의존성, 외로움 및 우울의 직접적 혹은 간접적 영향 경로를 확인한 결과, 웃음과 의존성이 외로움과 우울을 매개로 하여 삶의 만족에 영향하는 구조적 관계를 확인하였다.
1인 가구 중고령자의 삶의 만족 증진을 위해서는 외로움과 우울 등 대상자가 경험하는 부정적 정서의 주요 요인을 확인하고 이를 완화하기 위한 적극적인 전략 수립이 요구된다. 이를 위해서는 다각적인 사회적 관계망을 구축하여 개인적, 사회적 위험요인에 대한 모니터링을 확대하여 개인이 가지고 있는 질병이나 경제적 상황이 삶의 만족에 미치는 부정적 영향을 최소화하기 위해 대상자 스스로 개인의 삶에 대한 긍정적 동기 형성이 중요함을 인식하게 하고, 자신의 삶에 긍정적인 동기를 가지고 적극적인 대인관계를 형성할 수 있는 기회를 제공하여야 하겠다. 또한 의존성 정도가 우울과 외로움과 같은 부정적 정서로 이어질 수 있음을 고려하여 의존성 증가로 인한 사회적 역할 기능 변화에 주목할 필요가 있겠으며, 웃음이 외로움과 우울과 같은 부정적 정서와 관련되어 있으므로 긍정적 정서 강화를 위한 다각적인 노력과 모니터링이 요구된다.
1인 가구 중고령자의 개별 특성에 따라 삶의 만족의 구조적 관계가 다를 수 있으므로 반복적인 연구를 제언하며, 정서적 측면 이외의 사회적, 환경적, 개인적 요인과 같은 다각적인 요인과의 구조적 관계를 살펴볼 것을 제언한다. 또한 이들의 삶의 만족 증진을 위해 긍정적 정서를 유도하는 지지적 중재를 삶의 만족 증진을 돕는 중재 전략에 포함할 것을 제언한다.

CONFLICT OF INTEREST

The authors declared no conflict of interest.

AUTHORSHIP

Study conception and design acquisition - KGS and KM; Data collection - KGS and KM; Analysis and interpretation of the data - KGS and KM; Drafting and critical revision of the manuscript - KGS and KM.

ACKNOWLEDGEMENTS

This study was supported by research fund from National Research Foundation of Korea, 2017(2018RIDIA3B07048626).

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Figure 1.
Path model diagram.
jkgn-23-1-96f1.jpg
Table 1.
General Characteristics of Subjects and Levels of Variables (N=214)
Characteristics Categories Male
Female
Total
n (%) n (%)
Age (year) 51~60 13 (7.1) 6 (19.4) 19 (8.9)
61~70 24 (13.1) 9 (29.1) 33 (15.4)
71~80 87 (47.6) 11 (35.5) 98 (46.8)
≥81 59 (32.2) 5 (16.2) 64 (29.9)
Last formal education Illiterate 62 (33.9) 5 (16.1) 67 (31.3)
Elementary school 85 (46.4) 13 (41.9) 98 (45.8)
Middle school 21 (11.5) 8 (25.8) 29 (13.6)
High school 14 (7.7) 4 (12.9) 18 (8.4)
≥College 1 (0.5) 1 (3.2) 2 (0.9)
Marital status Single 7 (3.8) 8 (25.8) 15 (7.0)
Divorce or separate 32 (17.5) 12 (38.7) 44 (20.6)
Bereavement 143 (78.1) 11 (35.5) 154 (72.0)
Etc. 1 (0.5) 0 (0.0) 1 (0.5)
Number of children No children 17 (9.3) 13 (41.9) 30 (14.0)
1 31 (16.9) 6 (19.4) 37 (17.3)
2 43 (23.5) 4 (12.9) 47 (22.0)
3 34 (18.6) 6 (19.4) 40 (18.7)
≥4 58 (31.7) 2 (6.5) 60 (28.0)
Religion Don't have a religion 59 (32.2) 16 (7.5) 75 (35.0)
Have a religion 155 (67.8) 198 (92.5) 139 (65.0)
Economical condition Very bad 19 (10.4) 7 (22.6) 26 (12.1)
Bad 86 (47.0) 13 (41.9) 99 (46.3)
Neutral 64 (35.0) 10 (32.3) 74 (34.6)
Good 12 (6.6) 1 (3.2) 13 (6.1)
Very good 2 (1.1) 0 (0.0) 2 (0.9)
Perceived health status Very poor 40 (21.9) 8 (25.8) 48 (22.4)
Poor 67 (36.6) 8 (25.8) 75 (35.0)
Neutral 46 (25.1) 8 (25.8) 54 (25.2)
Good 26 (14.2) 6 (19.4) 32 (15.0)
Very good 4 (2.2) 1 (3.2) 5 (2.3)
Current job Have 37 (20.2) 3 (9.7) 40 (18.7)
Not have 143 (78.1) 27 (87.1) 170 (79.4)
Seeking work 3 (1.6) 1 (3.2) 4 (1.9)
Variables M±SD Range Skewness Kurtosis
Laugh 2.27±0.58 0~84 -0.39 -0.27
Dependency 0.88±0.66 0~16 1.08 1.36
Loneliness 2.09±0.46 14~56 -0.13 0.08
Depression 1.54±0.31 0~15 -0.22 -1.33
Life satisfaction 1.03±0.63 5~25 0.53 -0.32
Table 2.
Correlation between Laugh, Dependency, Loneliness, Depression, and Life Satisfaction (N=214)
Variables Laugh
Dependency
Loneliness
Depression Variables
Life satisfaction
r (p) r (p) r (p) r (p) r (p)
Laugh 1
Dependency -.09 (.156) 1
Loneliness -.60 (<.001) .25 (<.001) 1
Depression -.62 (<.001) .29 (<.001) .63 (<.001) 1
Life satisfaction .56 (<.001) -.16 (.014) -.57 (<.001) -.64 (<.001) 1
Table 3.
Path Coefficients and Stadardized Direct, Indirect and Total Effects for the Path Model (N=214)
Path Estimate SE CR β p Standardized total effect Standardized direct effect Standardized indirect effect
Laugh Loneliness -.60 .09 -6.51 -.71 <.001 -.71*** -.71***
Depression -.20 .06 3.05 -.28 .002 -.63*** -.28** -.34**
Dependency Loneliness .10 .03 3.10 .18 .002 .18** .18**
Depression .06 .02 -2.81 .14 .005 .23 .14** .09*
Loneliness Depression .41 .09 -4.54 .48 <.001 -.48** -.48**
Life satisfaction -.59 .16 -3.64 -.34 <.001 -.15* -.38** .19*
Depression Life satisfaction -.78 .16 4.70 -.39 <.001 -.39** -.39**

SE=Standard error; CR=Critical ratio.

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