노인 부양은 전통적으로 가족의 의무로 여겨져 왔으나 지속된 저출산에 따른 저연령 인구감소와 기대수명의 연장, 부부단독가구의 증가 등으로 노인 단독가구가 증가하고 있다(Statistics Korea, 2012). 최근 통계에 의하면 75세 이상 가구 중 1인 가구는 2010년 48만4천 가구(45.1%)에서 2035년 210만5천 가구(51.4%)로 4.3배 성장할 것으로 예상되며, 2035년에는 70대의 1인가구가 19.8%로 가장 많은 비중을 차지할 것으로 전망하고 있다(Statistics Korea, 2012). 이렇게 독거노인의 비율이 계속 증가하고 있는 현상은 일시적인 현상이 아니라 이제는 노인 가구의 한 형태로 전환되고 있으므로 독거노인에 대한 부양과 보호문제는 사회적 문제로 부각되고 있다.

독거노인은 사회적 단절과 고립된 환경 속에서 고독하게 살아가므로 가족동거노인에 비해 자살시도의 가능성이 두 배 이상 높다고 하였다(Wiktorsson, Runeson, Skoog, Ostling & Waern, 2010). 독거노인이 고독감을 많이 인식할수록 미래에 대한 희망을 잃어버리고 자신의 삶에 대해 무력감을 느끼게 되면서 결국 자살위험에 빠지는 것이라 할 수 있다(Kwon, Um, & Kim, 2012). 또한 독거노인이 부부동거노인에 비해 이웃과 친구로부터 사회적인 교류의 양이 적고 지지의 정도가 낮아 고독감을 더 높게 지각하는 것으로 나타났다(Oh & Lee, 2012).

독거노인의 고립은 사회적 지지의 정도 또한 낮아지며 사회적 지지의 낮음은 스트레스 상황에 대한 효과적인 완충제 역할을 하지 못함으로 건강을 증진시키거나 심리적인 적응을 돕거나 하는 등의 일상생활 문제해결 능력을 강화시키는데 문제가 된다(Lee & Lee, 2002). 그러나 독거노인의 사회적 지지가 높을수록 고독감이 낮아지고(Yi, Kang, Jang, & Yun, 2014), 비공식 지지가 높을수록 자살생각은 낮아진다고 하였다(Rim, Jang, & Jeong, 2013). 그리고 사회적 지지를 통해 건강 증진을 돕거나 경제적 문제, 사회적 문제를 감소시키는 것은 독거노인의 일상적 생활에 효과적인 적응을 도움으로써 심리적 안녕상태에도 영향을 미친다고 하였다(Lee & Lee, 2002; Choi, 2008).

또한 독거노인의 고립은 사회적활동 마저 줄어들게 하는데, 사회적활동의 참여는 새롭고 다양한 경험의 기회를 제공하고, 적극적으로 상호작용을 할 수 있게 하는 수단을 제공하며, 참여를 통하여 노인의 건강이 증진된다고 하였다(Rowe & Kahn, 1988). 사회적활동은 사회적 통합을 가져오며 자아존중감을 높여주고(Yang, Hong, & Hong, 2004), 궁극적으로 심리적 안정과 삶의 만족도가 향상되고(Choi, 2008; Na, 2004), 성공적인 노화의 중요한 요인이 된다고 하였다(Na, 2004).

자아통합감은 노년기에 달성해야 할 발달과업으로 노인의 안녕상태를 반영하는 포괄적인 개념이며, 성공적인 노화의 기준이 되고 있다(Erickson, 1963). 자아통합감을 이룬 노인들은 자신의 생을 재해석함으로써 과거와 미래에 대한 조화로운 관점을 가지며 주변여건에 대해 감사하게 된다(Na, 2004). 그리고 자기 자신에 대한 신뢰를 형성하여 주변인과 조화를 이룰 수 있으며, 경제적 제약 없이 타인과의 비교를 통해 자신의 삶을 긍정적으로 수용하고 죽음까지도 편안하게 수용할 수 있게 된다고 하였다(Na, 2004). James와 Zarrett (2006)는 Erikson의 사회심리적 이론에서 자아통합감을 노화의 관점에서 살펴보았는데, 노년기에 삶과 죽음의 의미를 정립하여 과거와 현재의 삶의 경험을 통합함으로써 죽음에 대하여 두려움 없이 수용할 수 있다고 여겼다.

반면에 노인들이 이 시기에 성공적으로 발달과업을 이루지 못하면 절망감을 가지게 되고 사회활동 면에서나 정서적인 면에서 부정적인 결과를 초래하게 되어 신체적 쇠퇴를 가속화하고 죽음의 공포로 연결될 수 있다(Na, 2004). 따라서 노인의 신체적·사회적·심리적 차원의 건강을 성취하기 위한 자아통합감 달성은 간호사가 제공해야 할 간호중재의 목표가 되어야 한다. 특히 독거노인은 경제적인 어려움뿐만이 아니라 신체적 질병, 사회적 고립, 배우자와 지인의 죽음, 죽음에 대한 공포 등을 경험하는 취약한 집단이므로 독거노인의 자아통합감 증진은 특히 중요한 발달 과업이 될 것이다.

자아통합감에 관한 국내의 선행연구를 보면, 개념분석(Chang et al., 2004) 연구와 도구개발(Chang et al., 2007) 연구가 있으며, 노인의 자아통합감 향상을 위한 중재 효과를 분석한 연구가 대다수를 이루었다(Kang & Cho, 2013; Lee & Cho, 2013). 자아통합감의 영향 요인을 분석한 연구로는 일반 성인을 대상으로 한 연구(Kim, 2006 ; Song & Kim, 2007)와 노인장기요양서비스를 받고 있는 재가 노인 대상과(Chang & Oh, 2011) 재가 및 시설 노인을 대상으로 영향 요인을 분석한 연구(Kim, 2006)가 있다. 그러나 독거노인의 비중이 해마다 급증하고 있다는 점을 비추어 볼 때, 독거노인을 대상으로 자아통합감의 영향요인을 분석한 연구는 부족한 실정이다. 따라서 본 연구에서는 독거노인의 자아통합감 정도를 파악하고 이에 영향을 미치는 요인들을 확인함으로써 독거노인의 자아통합감 달성을 위한 간호중재프로그램 개발의 기초자료를 제공하고자 한다.

본 연구는 P시 5개구에 거주하는 만 65세 이상 독거노인을 대상으로 자아통합감에 미치는 영향요인을 파악하여 간호 중재 프로그램 개발에 유용한 기초자료를 제공하는데 목적이 있으며 구체적인 목적은 다음과 같다.

본 연구는 독거노인의 삶의 질을 높이기 위해 독거노인의 자아통합감과 이에 영향하는 요인을 확인하기 위한 서술적 조사연구이다.

P시에서 편의표출한 5개 구에 거주하고 있는 만65세 이상 독거노인을 대상으로 하였다. 적절한 표본수를 산정하기 위하여 G power 3.1을 이용한 결과, 중간정도의 효과크기(f²) .15, 유의수준(α) .05, 검정력(1-β) .95이면서 예측변수 4개인 회귀분석에 필요한 최소한의 표본수는 129명이므로 대상자가 노인임을 감안하여 탈락률 10%를 고려하여 150명에게 설문지를 배부하였고 응답이 누락된 설문지 4부를 제외하고 최종적으로 146명의 자료를 분석에 활용하였다.

본 연구대상자의 선정기준은 다음과 같다.

본 연구에 사용된 도구는 고독감, 사회적지지, 사회적활동 및 자아통합감 도구이며, 선행연구에 기초하여 구성된 각 척도는 간호학과 교수 1인, 정신건강의학과 교수 1인, 상담심리사 1인에 의해 안면타당도 검토를 받았으며, 척도의 신뢰도를 검정하기 위해 Cronbach's alpha 계수를 산출하였다.

연구 책임자가 속한 기관의 연구윤리위원회의 심의를 거쳐 승인을 받았으며(2013-148) 익명성, 비밀보장, 자발적 참여와 철회에 관한 자율성 등을 알려주고 연구 참여 동의서를 받았다.

P시의 5개 구에서 거주하는 만 65세 이상의 독거노인을 대상으로 2013년 7월 25일부터 2013년 9월 15일 까지 자료를 수집하였다. 연구자가 P시의 16개 구 중 5개 구를 편의표출하여 그 해당 구의 관공서 및 복지관을 방문하여 연구의 필요성 및 연구 목적을 설명하고 65세 이상의 독거노인 명단을 받았다. 대상자에게 전화를 하거나 직접 방문하여 연구의 필요성 및 연구 목적을 사전에 설명하고 동의를 받았다. 읽기 가능한 대상자는 직접 설문을 작성하게 하고 문맹인 자는 조사자가 직접 문항을 읽어주고 대답을 경청하여 설문지에 기입하였다. 조사는 본 연구자와 교육을 받은 간호사 3명이 수행하였고 한 명의 면담시간은 약 20분 정도였다. 총 150부의 설문지 중 자료로 응답이 누락된 설문지 4부를 제외하고 총 146부가 분석에 이용되었다.

자료 분석은 SPSS 21.0 통계 프로그램을 이용하여 전산처리하였다. 대상자의 일반적 특성은 빈도와 백분율, 평균과 표준편차로 산출하였다. 대상자의 고독감, 사회적지지, 사회적활동, 자아통합감 정도는 평균과 표준편차로 산출하였다. 대상자의 일반적 특성에 따른 자아통합감의 차이는 t-test, Oneway ANOVA로 산출하였으며 사후검정은 Duncan test를 이용하였다. 독거노인의 자아통합감과 고독감, 사회적지지, 사회적활동의 상관관계는 Pearson correlation coefficient를 이용하였으며 독거노인의 자아통합감에 영향하는 요인은 위계적 다중회귀분석을 이용하였다.

대상자의 일반적 특성은 다음과 같다(Table 1). 연령은 70∼79세가 49.3%로 가장 많았으며 다음으로 80세 이상이 33.6%, 65∼69세 17.1% 순으로 나타났다. 성별은 남자 23.3%, 여자가 76.7% 이였다. 결혼 상태는 사별이 69.8%로 가장 많았고 다음으로 기타 19.9%, 이혼 8.2%, 미혼 2.1% 이였다. 종교는 불교가 50.0%로 가장 많았고, 없음이 26.0%, 기독교 15.1%, 천주교 5.5%, 기타가 3.4% 이였다. 학력은 초등학교 졸이 37.0%, 무학이 34.3%, 중졸 18.4%, 고졸 이상이 10.3%로 비교적 낮은 교육 수준을 나타내었다. 월수입은 50만원 미만이 76.0%, 50∼100만원 미만 14.4%, 100만원 이상이 9.6%로 경제수준 또한 낮았다. 혼자 살아온 기간은 10∼29년이 51.4%로 가장 많았고, 그 다음으로 30년 이상이 27.4%, 1∼9년 21.2% 이였다. 건강상태는 ‘나쁘다’가 40.4%로 가장 많았고 ‘보통이다’ 32.2%, ‘아주 나쁘다’ 15.7%, ‘건강하다’ 11.0%, ‘아주 건강하다’ 0.7% 순 이였다.

대상자의 고독감, 사회적지지, 사회적활동, 자아통합감의 정도를 조사한 결과는 다음과 같다(Table 2). 고독감은 평균 3.20±0.57점으로 나타났다. 사회적지지는 정서적지지, 물질적지지, 평가적지지, 정보적 지지의 4개 하부영역으로 나누어 조사한 결과, 사회적지지는 평균 3.06±0.65점으로 나타났으며, 하부영역 중에서는 정서적지지 영역이 3.32±0.81점으로 가장 높게 나타났고, 정보적지지 영역이 3.18±0.85점, 평가적지지 영역 3.06±0.7점, 물질적지지 영역 2.58±0.80점의 순으로 나타났다. 사회적활동은 사회참여활동빈도, 사회참여태도, 사회참여만족도의 하부영역으로 나누어 조사하였다. 사회활동의 전체평균은 2.91±0.71점으로 나타났으며, 하부영역 중에서는 사회참여에 대한 만족 영역 3.23±0.91점으로 가장 높게 나타났고, 사회참여에 대한 긍정적 태도 영역이 3.09±0.83점, 사회참여 활동의 빈도나 종류 영역이 2.63±0.71점의 순으로 나타났다. 자아통합감은 현재생활에 대한 만족, 지혜로운 삶, 생에 대한 태도, 죽음에 대한 수용, 노령에 대한 수용, 지나온 일생에 대한 수용의 하부영역으로 나누어 조사하였다. 자아통합의 전체평균은 3.1±0.48점으로 나타났으며 하부영역 중에서는 죽음에 대한 수용이 3.43±0.72점으로 가장 높게 나타났고, 지나온 일생에 대한 수용이 3.21±0.77점, 지혜로운 삶 영역이 3.19±0.60점, 생에 대한 태도 영역이 3.04±0.66점, 노령에 대한 수용 영역이 3.02±0.76점, 현재생활에 대한 만족 영역이 2.93±0.50점의 순으로 나타났다.

대상자의 일반적 특성에 따른 자아통합감의 차이를 분석한 결과는 다음과 같다(Table 3). 자아통합감은 학력(F=3.19, p=.015)에서 유의한 차이가 있는 것으로 나타났는데, ‘고졸’군이 3.42±0.48점으로 가장 높게 나타났고, ‘초졸’군이 2.97±0.44점으로 가장 낮게 나타났다. 사후검정 결과 ‘고졸’군이 ‘초졸’군보다 자아통합감이 유의하게 높은 것으로 나타났다. 그 외의 변수에서는 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다.

독거노인의 자아통합감과 고독감, 사회적지지, 사회적활동의 상관관계의 결과는 다음과 같다(Table 4). 대상자의 자아통합감은 사회적지지(r=.59, p<.001), 사회적활동(r=.59, p<.001)과 유의하게 높은 양의 상관관계를 보였고, 고독감(r=-.63, p<.001)과는 유의하게 높은 음의 상관관계를 보였다. 사회적활동은 사회적지지(r=.50, p<.001)와 유의하게 높은 양의 상관관계를 보였고, 고독감(r=.-59, p<.001)과 유의하게 높은 음의 상관관계를 보였다. 사회적지지는 고독감(r=-.76, p<.001)과 유의하게 높은 음의 상관관계를 보였다. 즉, 고독감이 낮을수록 사회적지지와 사회적활동이 높을수록 자아통합감이 높음을 의미한다.

독거노인의 자아통합감에 영향을 미치는 요인을 검증하기 위해 위계적 다중회귀분석을 실시하였다(Table 5). 위계적 다중회귀분석을 실시하기 전에 독립변수들 간의 다중공선성(multicolinearity)을 확인하기 위해 분산팽창계수(VIF)값을 구하였고, 그 결과 모든 변수에서 VIF 1.660∼2.928로 10을 넘지 않아 다중공선성의 문제가 없는 것으로 나타났다. 또한 잔차(residual)의 독립성 즉, 잔차의 자기상관(autocorrelation) 여부를 조사하기 위해 Dubin-Watson 검증을 실시한 결과 범위가 1.716∼2.09로 잔차의 독립성 가정을 상당히 만족하는 것으로 나타났다. 일반적 특성에서 자아통합감에 유의한 차이를 보이는 변수는 학력이였고, 가변수로 변환하여 회귀분석한 모델 1 (F=5.72, p=.001)은 유의하였고, 자아통합감을 10% 설명하였다. 학력에 고독감을 투입한 모델 2 (F=19.65, p<.001)와 사회적지지 변인을 투입한 모델 3 (F=18.66, p<.001) 모두 유의하였다. 모델 2의 경우 고독감이 자아통합감을 37%를 설명하였고, 모델 3에서는 학력과 고독감, 사회적지지가 자아통합감을 41% 설명하여 모델 3의 경우가 모델 2의 경우보다 4.0%p 더 많이 설명하고 있었다. 학력과 고독감, 사회적지지 그리고 사회적활동 모두를 영향요인으로 분석한 모델 4 (F=6.11, p<.001)에서는 유의미하게 나타났고 설명력은 43.2%로 나타났다.

사회적지지 및 사회적활동의 하부영역을 모두 예측요인으로 투입하여 분석한 결과 사회적지지의 하부영역인 정보적지지와 사회적활동의 하부영역인 만족도에서만 자아통합감에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이를 통해 고독감과 정보적지지, 그리고 사회적활동의 만족감 세 가지 변수를 투입한 모델 5를 구축한 결과 유의미한 결과를 나타냈으며(F=20.86, p<.001), 설명력도 65.4%로 다섯 가지 모델 중 가장 높은 설명력을 나타냈다. 각 예측변인의 β값은 각각 0.039, 0.207, 0.636으로 사회적활동의 만족감이 자아통합감에 가장 큰 영향요인으로 분석되었다.