초록
연구목적 : 본 연구는 50세 이상 중증 및 경증 고령장애인의 생활만족도 설명모형을 연구하였다.연구방법 : 즉 건강증진 장벽요인(장애추가의료비, 일상생활수행능력), 건강증진 촉진요인(도움요구충족도, 가족지지, 주변지지, 장애정체성)이 생활만족도에 미치는 영향을 건강증진행위가 매개하는 효과를 연구하였다. 또한 장애정도에 따른 다중집단분석을 실시하였다. 가설적 모형의 적합도는 χ2값 257.878(df=127), TLI=.915, CFI=.943, RMSEA=0.054, SRMR=.055로 모형이 자료에 잘 적합하였다.연구결과 : 분석결과 건강증진행위를 내생변수로 일상생활수행능력, 가족지지, 장애정체감의 직접효과가 유의하였다. 생활만족도를 내생변수로 건강증진행위, 일상생활수행능력, 가족지지, 주변지지, 장애정체감의 직접효과가 유의하였다. 매개효과 분석결과 일상생활수행능력, 가족지지, 장애정체감이 생활만족도에 미치는 영향을 건강증진행위가 매개하는 효과가 유의하였다. 다중집단 분석결과, 건강증진행위를 내생변수로 중증 고령장애인의 장애추가의료비 영향력이 유의하게 컸으며, 경증 고령장애인의 가족지지 영향력이 상대적으로 컸다. 생활만족도를 내생변수로 경증 고령장애인의 경우 장애정체감의 영향력이 상대적으로 더 컸다.결론 : 연구결과에 기초하여 고령장애인 건강증진 정책 및 실천적 제언을 제시하였다.
핵심 주장
- 저자들은 고령장애인(50세 이상)의 노년기 생활만족도가 건강증진 장벽요인·촉진요인에 의해 영향을 받되, 그 경로의 상당 부분을 **건강증진행위(Health Promotion Behaviors)**가 매개한다고 본다. 즉 건강증진행위를 생활만족도를 끌어올리는 실천적 지렛대로 개념화한다.
- 장애 중증도에 따라 작동하는 경로가 다르다는 점을 강조한다. 중증 고령장애인에게는 장애추가의료비·일상생활수행능력이, 경증 고령장애인에게는 가족지지·장애정체감이 상대적으로 더 큰 영향을 미친다고 보며, 이에 근거해 중증도별로 차별화된 건강증진 지원전략이 필요하다고 제언한다.
- 고령장애인 대상 건강증진 연구가 희소한 상황에서, 장벽·촉진 요인과 생활만족도를 하나의 매개모형으로 통합해 검증한 데 이 연구의 의의가 있다고 밝힌다.
방법론
- 연구 유형: 양적 실증연구이다(대한보건연구 43권 3호, 2017 게재). 저자들이 참여한 연구팀이 수집한 설문 패널자료의 특정 시점(2016년)을 활용한 횡단 분석이다.
- 핵심 분석기법은 **구조방정식모형(SEM)**이다. 분석은 ①빈도분석(일반적 특성), ②중증여부별 평균차이 검증(t검정), ③확인적 요인분석(CFA, 측정모형 타당성), ④구조방정식 모형분석(매개효과 포함), ⑤중증·경증 다중집단 비교분석의 순서로 진행된다.
- 매개효과의 통계적 유의성은 **부트스트래핑(bootstrapping)**으로 검증한다. 모형 적합도는 χ², TLI, CFI, RMSEA, SRMR 지수로 평가한다.
- 이론적 틀: 건강증진 장벽요인(장애추가의료비·일상생활수행능력)과 촉진요인(도움요구충족도·가족지지·주변지지·장애정체감)을 외생변수, 건강증진행위를 매개변수, 생활만족도를 내생변수로 설정한 매개모형이다.
데이터·표본
- 자료 출처: 저자들이 참여한 연구팀이 수행한 2016년 장애인패널조사 자료. 공공 2차 자료(예: 장애인실태조사)가 아니라 연구팀이 직접 수집한 1차 자료다(제1회 조사 2015.6~7, 제2회 2016.7; 본 분석은 2016년 자료 사용). 동국대학교 연구윤리위원회 승인(DUIRB-20161219-021).
- 표본 구성: 서울·경기·대전·부산·경남 거주 장애인 약 700명을 30~40명의 게이트키퍼(장애 관련 시설 담당자)를 통해 모집하여 672사례 조사 완료. 이 중 50세 이상 고령장애인 359사례를 최종 분석에 사용.
- 중증도 분포(사실): 중증 253명, 경증 106명(1·2급 및 3급 중복장애=중증; 3급 비중복·4~6급=경증). 일상생활수행능력·생활만족도는 경증집단이 유의하게 양호(각각 t=10.309, t=2.760, p<.01).
- 장애유형·인구학적 특성(본문 서술 기준): 지체(61.6%)·시각(21.2%)·청각(17.3%) 장애인으로 한정(발달·정신 등 여타 장애 미포함). 성별 여성 51.8%·남성 48.2%, 연령 50대 55.4%·60대 37.6%·70대 이상 7.0%, 배우자 있음 55.6%.
- 측정도구 신뢰도(Cronbach’s α): 생활만족도 11문항 .859, 일상생활수행능력 7문항 .950, 가족지지 4문항 .920, 주변지지 6문항 .932. 장애정체감은 Lee 외(2007)의 Rasch 기반 척도 20문항을 사용. 장애추가의료비는 만원 단위 실액으로 응답. 건강증진행위(건강관심·자가건강관리·건강서비스신뢰) 하위척도의 α는 .628~.682로 상대적으로 낮음.
주요 발견
- 모형 적합도(사실): 가설모형은 χ²=257.878(df=127), TLI=.915, CFI=.943, RMSEA=.054, SRMR=.055로 자료에 양호하게 적합.
- 건강증진행위(매개변수) 예측요인(표준화계수, 사실): 가족지지(β=.266, p<.001) > 장애정체감(β=.207, p<.01) > 일상생활수행능력(β=-.192, p<.05) 순으로 유의. 장애추가의료비(β=-.109)는 p<.1 경향 수준, 도움요구충족도·주변지지는 비유의. 설명력(SMC) 약 24.4%. ※ 일상생활수행능력 계수가 음(-)이라는 점은 “ADL이 낮을수록 건강증진행위가 높다”는 방향으로 통상적 선행연구와 반대이며, 저자는 기능이 낮은 집단에서 건강 관심·지원 욕구가 높아진 결과로 **추정(해석)**한다.
- 생활만족도(내생변수) 예측요인(사실): 가족지지(β=.332, p<.001) > 주변지지(β=.266, p<.001) > 건강증진행위(β=.209, p<.01) > 일상생활수행능력(β=.191, p<.001) > 장애정체감(β=.130, p<.01) 순으로 모두 유의. 도움요구충족도·장애추가의료비는 비유의. 설명력 약 52.9%.
- 매개효과(부트스트래핑, 사실): 일상생활수행능력→건강증진행위→생활만족도, 가족지지→건강증진행위→생활만족도, 장애정체감→건강증진행위→생활만족도의 세 경로가 유의.
- 다중집단(중증 vs 경증) 차이(사실): 건강증진행위 경로에서 장애추가의료비는 중증집단에서 유의하게 더 큰 영향(집단 간 C.R. 차이 유의, 2.312), 가족지지는 경증집단에서 상대적으로 더 큰 영향(C.R. 차이 -4.691). 생활만족도 경로에서는 장애정체감이 경증집단에서 유의하게 더 큰 영향(C.R. 차이 -4.47). 또한 건강증진행위→생활만족도 경로는 중증집단에서만 유의(경증에서는 비유의).
정책 함의
- (저자 제언) 중증 고령장애인 표적 건강증진: 건강증진행위가 생활만족도에 유의한 집단이 중증층이므로, 중증 고령장애인에 초점을 둔 건강증진 실천 방안이 필요하다고 본다.
- (저자 제언) 중증층 의료비 경감: 장애추가의료비가 낮을수록 건강증진행위가 높고 그 효과가 중증층에서 더 크므로, 중증 고령장애인의 의료비 부담 완화 대책을 요청한다.
- (저자 제언) ADL 저하 집단 맞춤형 프로그램: 일상생활수행에 어려움을 겪는 중증 고령장애인을 위한 표적화된 건강증진·일상생활능력 증진 프로그램 개발이 필요하다고 제언한다.
- (저자 제언) 가족 외 지역자원 확충: 건강증진행위를 예측하는 지지원이 가족지지에 국한되고(주변지지·도움요구충족도는 생활만족도에만 기여) 있으므로, 가족을 넘어선 지역사회 건강증진 지원체계 구축이 요구된다고 본다.
- (저자 제언) 장애정체감 증진·건강증진 교육: 중증층은 건강증진행위 촉진 차원에서, 경증층은 생활만족도 증진 차원에서 장애정체감 강화 전략이 필요하며, 장애당사자 중심의 지역사회 예방적 건강증진 교육프로그램 도입을 제안한다.
비판·한계
- 저자가 인정한 한계: ①분석 대상이 지체·시각·청각 장애인 패널자료로 한정되어 전체 장애영역으로의 일반화에 제약이 있다. ②건강증진 장벽·촉진 요인을 충분히 포괄하지 못했으며, 향후 사회환경적 요인에 대한 추가 연구가 필요하다고 밝힌다.
- 독자 관점의 약점: ①단일 시점 횡단자료에 기반해 매개·인과 방향의 해석에 한계가 있다(종단 검증 아님). ②게이트키퍼 모집·5개 지역 편의표본으로 표본 대표성에 제약이 있다. ③ADL→건강증진행위의 음(-) 방향처럼 이론적 예측과 어긋나는 계수에 대한 해석이 사후적 추정에 머물러 추가 검증이 필요하다. ④건강증진행위 하위요인의 내적일치도(.628~.682)가 다소 낮아 매개변수 측정의 견고성에 유의가 필요하다.
- 추출 유의: 원문 인구통계표(Table 1)·측정계수표(Table 5)의 셀 정렬이 PDF 텍스트 추출 과정에서 흐트러졌다. 본 요약의 인구통계 수치는 본문 서술과 교차확인된 값만 사용했으며, 핵심 경로계수·모형 적합도·매개·다중집단 표(Table 6~10)는 정상 추출되어 그대로 반영했다.