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Korean J Hosp Palliat Care 2019; 22(1): 30-38

Published online March 1, 2019 https://doi.org/10.14475/kjhpc.2019.22.1.30

Copyright © Journal of Hospice and Palliative Care.

Factors Influencing Death Anxiety in Community-Dwelling Elderly: Based on the Ecology Theory

Yeonha Kim, Minju Kim*

Department of Nursing, Busan Women’s University, Busan, Korea,
*Department of Nursing, Dong-A University, Busan, Korea

Correspondence to:Minju Kim Department of Nursing, Dong-A University, 32 Daesingongwon-ro, Seo-gu, Busan 49201, Korea Tel: +82-51-240-2674 Fax: +82-51-240-2920 E-mail: mjkim@dau.ac.kr

Received: August 27, 2018; Revised: January 23, 2019; Accepted: January 24, 2019

This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Purpose:

This study analyzed a path through which factors influencing death anxiety in the community-dwelling elderly, assuming personal organismic factors and microsystemic factors based on the ecology model purported by Belsky (1980).

Methods:

This study was performed with 189 elderly people. Data were collected through a self-report questionnaire. The data were analyzed using the SPSS and AMOS programs.

Results:

The factors influencing death anxiety in the elderly were depression, family support, social network, and familism value, and the explanatory power of these variables was 22%. Death anxiety increased with higher depression, higher familism value, larger social network, and lower family support. Spiritual well-being and elderly discrimination experience had indirect effects on death anxiety, and these effects were mediated by depression.

Conclusion:

Depression, family support, social network, and familism value were found to influence death anxiety in the elderly, and the strongest effect came from depression. To reduce death anxiety in the elderly, it is important to improve their relationship with their family and friends. Moreover, support should be provided by establishing local systems, and intervention should be provided to alleviate depression.

Keywords: Death, Anxiety, Aged

1. 연구의 필요성

다른 연령층에 비해 죽음과 가장 근접한 시간적 위치에 있는 노인은 노화로 인한 신체기능의 저하와 더불어 가까운 친인척의 죽음으로 상실을 경험하면서 자신에게 다가오는 죽음에 대한 불안감이 높을 수 있다(1). 그러나 노인이 죽음에 대해 긍정적으로 인식하고 수용한다면 현재의 삶 자체가 의미 있고 행복할 수 있다(2).

노인의 죽음불안과 삶의 질의 관계에서 죽음불안이 높은 노인은 자신의 삶의 질을 낮게 평가하는 경향이 있다(3). 이는 죽음을 직시하고 이해하는 것이 노인의 나머지 삶에서 일어나는 갖가지 변화들에 대해 적극적이고 긍정적으로 대처해 나가는데 중요한 역할을 함을 의미한다(4). 노인의 죽음불안은 단순히 개인에게만 영향을 주는 것이 아닌 주변의 많은 사람들에게도 영향을 주는 사회적 사건이며, 죽음에 대한 직면은 인생의 마지막 발달과업이다(5).

기존 선행연구에서 노인은 우울이 높고, 자아존중감과 자아통합감 그리고 영적안녕감이 낮을수록 죽음불안이 높은 것으로 나타났다(3,6,7). 또한 죽음불안에 가장 큰 영향요인은 가족지지(8)이며, 노인은 가족지지가 높을수록 죽음불안이 낮아진다고 보고 있다(8). 그리고 노인의 사회적 지지가 부족하다고 지각할 때, 노인차별을 많이 경험할수록, 가족주의가치관이 높을수록 죽음불안이 높게 나타난 바 있다(8-10). 이렇듯 노인의 죽음불안은 우울, 자아통합감 등의 노인 개인적 특성뿐만 아니라 노인차별이나 가족주의가치관 등의 노인이 속한 사회와 문화에도 영향을 받는다.

Becker(11)의 이론에 근거한 공포관리이론(Terror Management Theory, TMT)에 의하면 인간은 기본적으로 죽음불안을 통제하면서 생활하지만 개인이 조절할 수 없는 죽음불안이 들이닥칠 때에는 사회적 신념이나 관습을 이용하여 죽음불안을 통제할 수 있다. 즉 자신이 속한 사회와 문화에서 규정한 가치와 규범 체계를 철저하게 준수함으로써 죽음불안으로부터 벗어날 수 있고, 또한 문화적 불안 완충제(cultural anxiety-buffer)에 의해서 죽음불안이 조절 될 수 있다. 따라서, 개인과 환경간의 상호 호혜성(reciprocity)의 특징을 강조한 ‘환경 속 개인’이라는 생태학적 접근을 통해서 노인의 죽음불안을 이해할 필요가 있다. Belsky(12)는 생태학적 체계를 개인유기체적 발달에 대한 Tinbergen(13)의 관점과 인간발달이 일어나는 생태체계에 대한 Bronfenbrenner(14)의 관점을 결합시켜 개인차원(개인유기체), 가정차원(미시체계), 개인이나 가정이 둘러싸여 있는 지역사회차원(외체계), 문화의 영향력에 의해 다면적으로 결정되는 사회·심리학적 현상인 문화차원(거시체게)의 4개의 차원으로 개념화하였다. 노인의 죽음불안은 개인, 가족 그리고 사회환경 등에 복합적으로 영향을 받는다. 개인이 환경의 영향을 받는 존재라는 관점에서 노인의 죽음불안을 개인과 사회환경을 통합적으로 고려하는 생태학적 접근으로 설명할 수 있다. Belsky(12)의 생태학 모델 복합적인 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 다양한 요인을 체계적으로 조직화하고 해당 요인 간의 상관성을 이해하는데 효과적인 이론적 기틀을 제공할 수 있을 것으로 보인다.

이에 본 연구는 Belsky(12)가 제시한 생태학 이론을 근거로 하여 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 개인차원, 가족차원 및 지역사회차원의 영향요인을 파악하고, 이러한 요인들의 경로를 분석하여 여러 요인 간의 인과관계를 규명하여 노인의 죽음불안을 경감시키는 간호중재를 개발하는데 기초자료를 제공하고자 한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 생태학적 이론에 근거하여 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 요인들 간의 인과관계를 검증하기 위함이다. 구체적인 목적은 다음과 같다.

1) 노인의 죽음불안 정도를 파악한다.

2) 노인의 일반적 특성에 따른 죽음불안 정도의 차이를 파악한다.

3) 노인의 죽음불안과 관련 요인의 상관관계를 파악한다.

4) 노인의 죽음불안과 관련 요인의 영향요인에 대한 가설 모형을 구하여 모형의 적합도 및 각 요인들의 직접효과, 간접효과 및 총 효과를 확인한다.

3. 연구의 개념적 틀 및 가설적 경로

본 연구는 노인의 죽음불안 영향 요인을 예측하기 위하여 Belsky(12)의 생태학 이론에 근거하여 다음과 같이 본 연구의 개념적 기틀을 구성하였다(Figure 1).

Figure 1.

Conceptual framework.


본 연구에서는 노인의 죽음불안과 관련된 개인유기체 요인으로 우울(3,4), 영적안녕감(6), 자아통합감(7)을 선정하였다. 미시체계(microsystem)는 개인을 둘러싼 근접 환경으로 개인에게 직접적인 영향을 주는 체계를 말하며(14), 본 연구에서는 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 미시체계로 가족지지(9,15)를 선정하였다. 외체계(exosystem)는 개인이 적극적인 참여자로 관여하지는 않으나 개인이 속한 환경에서 일어나는 일에 영향을 주거나 영향을 받는 사건이 발생되는 하나 이상의 환경을 의미한다(14). 본 연구에서는 노인의 죽음불안과 관련된 외체계 요인으로 사회적연락망(15), 노인차별경험(8), 가족주의가치관(10)을 선정하였다.

1. 연구 설계

본 연구는 생태학적 이론을 바탕으로 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 요인의 인과관계를 확인하기 위한 서술적 조사연구이다.

2. 연구 대상

본 연구의 연구대상자는 B광역시의 16개 구(區) 중 10개 구에 소재한 경로당을 이용하는 65세에서 85세 미만의 재가노인이었다. 연구 참여가 가능한 노인은 설문지의 내용을 읽고 이해하며 그에 응답할 수 있는 능력을 가진 자로서 본 연구의 목적을 이해하여 연구 참여에 동의한 후 설문에 참여하였다. 요양병원 등의 시설에 거주하는 노인은 본 연구에서 제외되었다.

경로분석 및 구조방정식 모형에 요구되는 표본의 크기는 명확한 기준은 없으나 측정변수 당 최소 15~20배를 권장하고 있다(16). 본 연구의 대상자는 탈락률 20%를 고려하여 대상자 수는 200명으로 수집하였다. 불충분한 응답으로 보이는 11부를 제외한 총 189부를 최종 자료 분석에 사용하였다. 본 연구의 대상자는 189명으로 8개의 측정변수의 20배에 해당하는 것으로 본 연구의 표본크기는 권장 표본크기를 충족하였다.

3. 연구 도구

1) 죽음불안

노인의 죽음불안은 Oh와 Choi(4)가 수정한 도구를 사용하여 측정하였다. Oh와 Choi(4)의 도구는 총 20문항으로 존재상실의 불안, 죽음과정의 불안, 사후결과의 불안이라는 3개의 하부요인으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’1점에서 ‘매우 그렇다’4점으로 구성된 4점 Likert 척도로 측정되며 점수가 높을수록 죽음불안이 높음을 의미한다. Oh와 Choi(4)의 연구에서 신뢰도는 Cronbach’s α=0.81이며, 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.90이었다.

2) 개인 유기체 요인

① 우울

노인의 우울은 노인의 우울 정도를 측정하기 위해 Kee(17)가 번안하고 표준화한 한국판 단축형 노인우울척도(Short Form Geriatric Depression Scale-Korean Version, SGDS-K)를 이용하여 측정하였다. SGDS-K는 비활력 요인(11문항)과 우울 요인(4문항)으로 구성되어 있다. 각 문항은 5점 Likert 척도를 사용하여 측정되었으며 1점은 ‘전혀 그렇지 않다’를 의미하며 5점은 ‘매우 그렇다’를 의미하여 점수가 높을수록 우울감이 높음을 의미한다. 총 10개의 역문항은 점수를 역코딩 처리하였다. SGDS의 신뢰도는 Kee(17)의 연구에서는 Cronbach’s α=0.93이며, 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.83이었다.

② 자아통합감

노인의 자아통합감은 한국 노인을 대상으로 Chang 등(18)에 의해 개발된 자아통합감 척도를 이용하여 측정하였다. Chang 등(18)의 도구는 총 17문항의 도구로 원숙한 대인관계, 욕심 없는 삶, 만족스럽게 수용되는 생애의 3개의 하부영역으로 구성되었다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’에 1점, ‘매우 그렇다’에 5점을 부여하는 5점 Likert 척도를 이용하여 측정하며 점수가 높을수록 자아통합감이 높음을 의미한다. Chang 등(18)의 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=088이며, 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.83이었다.

③ 영적안녕감

노인의 영적안녕감은 영적안녕감 척도(Spiritual Well-Being Scale, SWB)를 Choi(19)가 번역하고 Kim(20)이 수정한 도구를 사용하여 측정하였다. Kim(20)의 도구는 종교적 영적안녕감(Religious Spiritual Well-Being)과 실존적 영적안녕감(Existential Spiritual Well-Being)으로 구성되어 있다. 영적안녕감 도구는 긍정적인 문항(12개)과 부정적인 문항(8개)로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’가 1점에서 ‘매우 그렇다’가 5점으로 구성된 5점 Likert 척도를 사용하여 측정되었으며 부정적인 문항은 점수를 역코딩 처리하였다. 점수가 높을수록 영적안녕감이 높음을 의미한다. Kim(20)연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.94이며, Choi(19)의 연구에서는 Cronbach’s α=0.91이며, 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.78이었다.

3) 미시체계 요인

① 가족지지

노인의 가족지지 정도는 Cobb(21)가 개발한 도구를 기반으로 Kang(22)이 수정 보완한 가족지지 측정 도구를 이용하여 측정하였다. Kang(22)의 도구는 총 11문항으로 긍정형(9문항)과 부정형(2문항)으로 구성되어 있다. 각 문항은 5점 Likert 척도를 사용하여 측정되었으며, 1점은 ‘전혀 그렇지 않다’를 의미하며 5점은 ‘항상 그렇다’를 의미하여 부정형 문항은 역코딩 처리하였다. 점수가 높을수록 가족지지가 높음을 의미한다. Cobb(21)의 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.86이며, Kang(22)의 연구에서는 Cronbach’s α=0.86이며, 본 연구에서는 Cronbach’s α= 0.89였다.

4) 외체계 요인

① 사회적연락망

노인의 사회적연락망을 측정하기 위해 선행연구(23)를 기초로 ‘현재 어르신이 편하게 느껴지고 사적인 문제를 털어놓고 얘기하기도 하고 필요 시 도움을 청하는 가까운 친인척이나 또는 친구가 있습니까?’라는 질문을 이용하였다. 4점 Likert 척도를 사용하여 측정되었으며, 1점은 0명을 의미하며 4점은 5명 이상을 의미한다. 점수가 높을수록 사회적연락망이 많음을 의미한다.

② 노인차별경험

노인의 노인차별경험은 The Ageism Survey Instrument를 Kim(24)이 번안한 것을 Rim 등(25)이 수정·보완한 도구를 이용하여 측정하였다. 이 도구는 총 9문항으로 구성되어 있으며 각 문항은 ‘있다’(1점), ‘없다’(0점)로 답하도록 되어있다. 총 점의 범위는 0~9점이며, 점수가 높을수록 노인 차별을 더 많이 경험한 것을 의미한다. Rim 등(25)의 연구에서 도구의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.84였으며, 본 연구에서는 Cronbach’s α=0.78이었다.

③ 가족주의가치관

노인의 가족주의가치관은 Ok(26)의 연구를 기초로 사용하였다. 내용별로 가족 우선성 3문항, 부계 가문의 영속화 3문항, 부모 공경의식 3문항, 형제자매 및 친척간의 사회·경제적 유대의식 3문항으로 총 12문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘아주 그렇다’(5점)의 5점 Likert 척도로 측정되며 점수가 높을수록 가족주의가치관이 높은 것을 의미한다. Ok(26)의 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.76이며, Chang(10)의 연구에서는 Cronbach’s α=0.72였다. 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.82였다.

5) 인구사회학적 특성

노인의 인구사회학적 특성은 성별, 연령, 교육수준, 종교유무, 혼인상태, 가족형태, 주관적 건강상태, 주관적 경제상태 등을 포함한다. 연령은 노인의 연령 분류 기준에 따라 연소노인(65~69세), 중 고령노인(70~74세), 고령노인(75~84세)으로 분류하였다. 혼인상태는 현재 배우자 존재 여부를 조사하였고, 동거가족은 현재 함께 살고 있는 가족을 나열하도록 하였으며, 혼자 사는 경우, 배우자만 사는 경우, 다른 가족과 함께 사는 경우 등 3개의 범주로 구분하였다.

4. 자료 수집 및 윤리적 고려

본 연구는 대상자를 보호하기 위해 D대학교 기관생명윤리 위원회의 승인(2-104709-AB-N-01-201608-HR-028-04)을 받은 후 B시에 거주하는 노인을 대상으로 16개 구 중 10개 구의 경로당지회 또는 각 경로당 운영진에게 사전협조를 구한 뒤 연구 대상자 모집 공고문을 발송 후 경로당지회 사무실과 경로당에 게시하였다. 모집공고 후 연구자에게 전화로 연구 참여 의사를 밝힌 경로당지회와 경로당에 연구자가 직접 방문하여 연구의 목적과 참여방법, 참여 조건 및 참여 혜택을 설명하였다. 이후 연구 참여에 대해 서면 동의한 노인을 대상으로 설문조사를 실시하였다. 설문조사는 각 경로당에서 시행하였으며, 스스로 설문지 작성이 가능한 노인의 경우 자기 기입식 설문조사를 실시하였으며, 스스로 기입이 힘든 경우 연구자가 질문사항을 읽어주어 설문에 답할 수 있도록 도왔다. 설문지 작성시간은 총 40~50분 정도 소요되었으며 5~10분 정도 휴식시간과 간식을 준비하여 설문으로 인한 노인의 피로를 줄이기 위해 노력하였다. 설문을 완성한 대상자에게는 소액의 현금을 지급하였으며 완성된 설문지는 현장에서 수거하였다.

수거된 설문지는 연구자가 직접 코딩하여 데이터베이스에 입력하였다. 동의서와 설문지는 잠금장치가 있는 연구자의 개인사무실에 보관하여 연구자 외에는 접근할 수 없도록 조치하였다.

5. 자료 분석

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS-WIN 20.0과 AMOS 20.0 프로그램을 이용하여 분석하였으며, 통계처리에 대한 유의 수준은 P<0.05로 설정하였다. 구체적인 분석방법은 다음과 같다.

가. 대상자의 일반적 특성 및 측정변수에 대한 서술적 통계는 기술통계로 분석하였으며, 일반적 특성에 따른 죽음불안의 차이는 t-test, One-way ANOVA 및 Scheffe’s test로 분석하였다.

나. 측정변수 간의 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient로 검증하였다.

다. 가설적 모형의 모수추정은 최대우도법(Maximum likelihood)을 이용하여 분석하였고, 적합도 검증은 χ2통계량, 표준 χ22/df), 잔차 평균자승이중근(Root Mean square Residual, RMR), 터커-루이스지수(Tucker-Lewis Index, TLI), 비교적합지수(Comparative FitIndex, CFI), 근사오차평균자승의 이중근(Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA) 등의 적합도 지수를 이용하여 분석하였다.

라. 가설적 모형의 직접효과, 간접효과와 총 효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 Bootstrapping 방법을 이용하였다.

1. 대상자의 인구사회학적 특성 및 죽음불안

본 연구에 참여한 71.4%가 여성이었으며, 연령대는 75~85세 미만이 62.4%로 가장 많았다. 교육 수준은 초등학교·서당이 44.4%, 고등학교 이상이 28.6%, 중학교가 20.1%, 무학이 6.9%로 나타났다. 대상자의 88.4%는 종교를 가지고 있었으며, 59.3%가 배우자가 있었다. 대상자의 26.5%가 혼자 거주하고 있었으며, 부부만 거주하는 경우는 54.5%, 다른 가족과 함께 사는 경우는 19.0%로 나타났다.

본 연구 대상자의 인구사회학적 특성에 따른 죽음불안의 차이는 Table 1과 같다. 죽음불안은 교육수준(F=9.94. P<0.001)에 따라 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. Scheffe’s test 결과, 고등학교 졸업 이상의 학력을 가진 죽음불안 정도(M=2.35)는 고등학교 미만의 교육수준을 가진 죽음불안 정도(M=2.62∼2.78)보다 유의하게 낮은 것으로 나타났다(Table 1).

Table 1 Difference in Death Anxiety According to General Character of Participants (N=189).

  Characteristics  Categoriesn (%)Death anxiety

Mean± DPScheffe
GenderMale54 (28.6)2.51±0.480.060
Female135 (71.4)2.66±0.47
Age (yrs)65~6916 (8.5)2.49±0.340.056
70~7455 (29.1)2.74±0.55
75~84118 (62.4)2.58±0.44
Education levelNo schoola13 (6.9)2.78±0.36<0.001a,b,c>d
Elementary schoolb84 (44.4)2.76±0.43
Middle schoolc38 (20.1)2.62±0.41
High school or aboved54 (28.6)2.35±0.50
ReligionYes167 (88.4)2.61±0.470.774
No22 (11.6)2.64±0.55
SpouseYes112 (59.3)2.62±0.460.962
No77 (40.7)2.61±0.50
HouseholdAlone50 (26.5)2.58±0.420.324
Couple only103 (54.5)2.60±0.45
Others36 (19.0)2.72±0.60


2. 가설적 경로모형의 검증

1) 가설모형의 적합도

본 연구의 가설모형의 χ2값은 2.77 (P=0.429)로 ‘이론적 모형과 수집된 자료에 의한 모형이 같다’는 귀무가설이 채택되었다. 본 연구의 가설모형의 적합지수는 χ2/df=0.92, GFI=0.99, AGFI=0.95, RMR=0.01, RMSEA=<0.01, NFI=0.98, TLI=1.01, CFI=1.00로 나타나 권장수준을 충족하여 가설모형을 최종모형으로 채택하였다.

2) 가설모형의 모수 추정

본 연구의 가설모형에 대한 모수추정치의 표준화 및 비표준화계수, t값, P값, 다중제곱상관(Squared multiple correlation, SMC) 등은 Figure 2와 같다.

Figure 2.

A path diagram of the study.


죽음불안에 직접적으로 영향을 미치는 경로는 우울(β=0.32, P<0.001), 가족지지(β=–0.15, P=0.026), 사회적연락망(β= 0.22, P=0.001), 가족주의가치관(β=0.24, P<0.001)으로 나타났다. 즉 죽음불안은 우울과 가족주의가치관이 높을수록, 사회적연락망이 많을수록 높게 나타났으며, 가족의 지지정도가 낮을수록 죽음불안이 높은 것으로 나타났다. 이들 변수가 죽음불안을 설명하는 정도는 22%였다. 그러나 자아통합감, 영적안녕감 및 노인차별경험은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

우울을 내생변수로 하는 경로에 대한 결과를 살펴보면, 노인차별경험(β=0.14, P=0.027), 가족지지(β=–0.15, P=0.019), 영적안녕감(β=–0.43, P<0.001)이 우울에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 노인차별경험이 많을수록 우울정도가 높은 반면, 가족의 지지 정도가 높을수록, 영적안녕감이 높을수록 노인의 우울은 낮게 나타났다. 우울에 대한 이들 변수의 설명력은 15%였다. 자아통합감을 내생변수로 하는 경로에서 영적안녕감(β= 0.34, P<0.001)이 자아통합감에 직접적인 영향을 주는 것으로 나타났으며, 설명력은 26%였다. 영적안녕감을 내생변수로 하는 경로에서 가족지지(β=0.19, P=0.009)가 영적안녕감에 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉 가족의 지지 정도가 높을수록 영적안녕감이 높은 것으로 나타났으며, 영적안녕감에 대한 가족지지의 설명력은 4%였다.

3) 가설모형의 효과분석

본 연구의 가설모형의 직접효과, 간접효과 및 총 효과를 확인하기 위해 Bootstrapping을 이용하여 분석한 결과는 Table 2와 같다.

Table 2 Standardized Direct, Indirect, and Total Effect for Hypothetic Model.

 Endogenous variables Exogenous variablesDirect effect (P)Indirect effect (P)Total effect (P)
Death anxietyDepression0.32 (<0.001)-0.32 (<0.001)
Ego-integration0.07 (0.386)-0.07 (0.386)
Spiritual well-being0.05 (0.535)-0.12 (0.001)-0.07 (0.343)
Family support-0.15 (0.026)-0.06 (0.022)-0.21 (0.006)
Social network0.22 (0.001)-0.01 (0.771)0.21 (0.003)
Elderly discrimination experience0.10 (0.125)0.04 (0.023)0.14 (0.064)
Familism value0.24 (<0.001)-0.01 (0.457)0.23 (0.009)
DepressionSpiritual well-being-0.43 (<0.001)--0.43 (<0.001)
Family support-0.15 (0.019)-0.08 (0.010)-0.24 (0.012)
Social network-0.02 (0.712)-0.02 (0.482)-0.05 (0.541)
Elderly discrimination experience0.14 (0.027)-0.14 (0.027)
Familism value-0.03 (0.555)--0.03 (0.555)
Ego-integrationSpiritual well-being0.34 (<0.001)-0.34 (<0.001)
Family support0.07 (0.315)0.06 (0.009)0.14 (0.113)
Social network0.08 (0.282)0.020 (0.469)0.09 (0.226)
Elderly discrimination experience-0.06 (0.420)--0.06 (0.420)
Spiritual well-beingFamily support0.19 (0.009)-0.19 (0.009)
Social network0.06 (0.451)-0.06 (0.451)


개인유기체 요인 중 우울은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=0.32, P<0.001). 그러나 자아통합감(β=0.07, P=0.386)과 영적안녕감(β=0.05, P=0.535)은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 다만 영적안녕감의 경우 죽음불안에 통계적으로 유의한 간접효과(β= –0.12, P=0.001)를 가지는 것으로 나타났다.

미시체계 요인인 가족지지는 죽음불안에 대한 직접(β=–0.15, P=0.026), 간접효과(β=–0.06, P=0.022) 및 총 효과(β= –0.21, P=0.006) 모두 통계적으로 유의하게 나타났다.

외체계 요인들 중 사회적연락망(β=0.21, P=0.003)과 가족주의가치관(β=0.23, P=0.009)은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 노인차별경험은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 다만, 노인차별경험이 죽음불안에 통계적으로 유의한 간접효과(β=0.04, P<0.023)를 가지는 것으로 나타났다.

본 연구는 Bronfenbrenner(14)와 Belsky(12)의 생태학적 이론과 관련 연구의 문헌고찰을 기반으로 노인의 죽음불안을 결정짓는 영향 요인에 대한 가설적 모형을 설정하고, 모형의 적합도와 가설을 검증하였다. 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 생태학적 요인을 중심으로 다음과 같이 논의하고자 한다.

본 연구에서 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 개인유기체적 특성으로 조사한 우울, 자아통합감, 영적 안녕감 중 우울은 죽음불안에 직접 영향을 미치는 요인으로 확인되었으며, 자아통합감과 영적 안녕감은 죽음불안에 통계적으로 유의하게 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 노인의 죽음불안에 가장 강한 영향을 주는 요인은 우울이며, 우울이 높을수록 죽음불안이 높다고 보고한 선행연구 결과(3,10)와 일치하였다. 노인의 우울은 노년기에 나타나는 가장 흔한 정신건강문제로서 삶의 질을 감소시키는 원인이 되고, 심할 경우 자살로 이어져서 심각한 사회적 문제가 된다. 우울한 심리상태는 자신의 삶을 후회하면서 죽음불안이 점점 커지게 되고 이는 우울을 더 악화시키는 악순환이 일어나고 궁극적으로 노인의 삶의 질을 떨어뜨린다(2). 따라서 노인의 죽음불안을 감소시키기 위해서는 노인 우울에 대한 정기적인 검사를 실시하고 체계적인 관리와 시스템 구축 등의 지역사회 차원의 노력이 필요하다고 여겨진다.

본 연구에서 자아통합감과 영적 안녕감이 노인의 죽음불안에 미치는 영향은 유의하지 않았다. 이러한 결과는 자아통합감이 노인의 죽음불안에 영향을 미치지 못한 Chang(10)과 Jeon(15)의 연구결과와 일치한다. 그러나 여러 선행연구에서 자아통합감이 죽음불안에 직접적인 영향을 미친다고 나타난 바 있다(3,26,27). 또한 선행연구(3,6)에서는 영적 안녕감이 죽음불안에 직접적인 영향을 미친다고 보고되고 있으나 본 연구에서 영적 안녕감이 죽음불안에 미치는 직접적인 영향은 유의하지 않았고 간접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 우울과 자아통합감에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 본 연구에서는 대부분(88.4%)의 대상자가 종교를 가지고 있었다. 이러한 인구학적 특성이 영적 안녕감과 자신의 과거의 사실들을 있는 그대로 두려움 없이 수용하고 죽음에 직면할 수 있는 능력(18)을 말하는 자아통합감에 영향을 미쳤을 것으로 예상된다. 따라서 보다 다양한 인구학적 특성을 가진 노인을 대상으로 영적 안녕감과 자아통합감이 죽음불안에 미치는 영향에 대해 조사할 필요가 있다.

본 연구에서 노인의 죽음불안에 영향을 미시체계 요인으로 가족지지를 조사하였는데 그 결과, 가족지지 정도가 높으면 죽음불안이 낮은 것으로 나타났다. 이는 노인은 배우자 및 가족들이 다방면으로 지지해줄 때, 죽음불안 수준이 낮아질 수 있다는 선행 연구결과와 일치하였다(9). 은퇴와 신체적 기능 저하 등으로 노인은 물리적 지지뿐만 아니라 심리적 지지의 대부분을 가족에게 의존하는 경향이 많아진다. 특히 산업화로 인해 핵가족화 되면서 독거노인이나 노인부부만 사는 경우가 많아지고 가족관계가 소원해지는 경우가 많다. 본 연구 대상자의 26.5%가 독거노인이며 54.5%가 노인부부만 사는 것으로 나타나 노인의 죽음불안을 낮추기 위해서는 가족이 지지체계로서 제 역할을 수행할 수 있도록 도울 필요가 있다. 또한 지역사회 차원에서 죽음준비교육 등에 노인과 그 가족을 대상으로 하여 서로 간에 죽음과 죽음준비에 대한 생각을 공유하고 의논할 수 있는 기회를 마련해야 할 것이다.

본 연구에서는 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 외체계 요인으로 사회적 연락망, 노인차별경험, 가족주의가치관을 조사하였다. 사회적 연락망은 사회적연락망이 많을수록 노인의 죽음불안이 높게 나타났으며 이는 Chang(10)의 결과와 일치한다. 그러나 사회적 지지가 높으면 죽음불안이 낮아진다는 다수의 선행연구 Jang과 Lee(9)의 결과와는 차이가 있었다. Chang(10)은 사회적연락망이 많을수록 죽음불안이 가중되는 원인에 대해 친구관계가 잘 형성되어 서로를 지지하는 수준이 높으면 현재의 삶에 대한 애착이 커지게 되고 그로 인해 죽음을 두려워하거나 회피하는 경향이 강하다고 설명하였다. 또한 Yoon 등(28)의 연구에서도 사회적 지지가 높을수록 죽음불안이 높아지는 것으로 나타났는데, Yoon 등(28)은 사회적 지지를 많이 받는 사람은 사랑하는 사람들과의 이별에 대한 불안이 커지면서 죽음불안이 높아질 수 있다고 설명하고 있다. 사회적연락망 수만큼 사회적 지지가 높다고 평가할 수 없다. 즉 연락을 주고 받는 사람은 많으나 피상적인 대화가 오고 가거나 오히려 노인의 심리를 거스르는 대화를 하는 경우가 많다면 이는 사회적 지지체계로서의 역할을 수행할 수 없는 관계임을 의미한다. 따라서 노인이 주변 지인과 건강한 관계를 형성하고 유지할 수 있도록 지역사회 주도의 사회적지지 체계를 구축해야 한다. 또한 사회적연락망 수와 같은 사회적 지지의 양(quantity)적인 측면뿐만 아니라 사회적 지지의 질(quality)적 측면과 죽음불안과의 관계에 대한 추후 연구가 필요하다.

노인차별경험은 직접적으로는 죽음불안에 영향을 미치지 않았지만, 우울을 통해 간접적으로 죽음불안에 영향을 미쳤다. 이러한 결과는 노인차별경험이 죽음불안에 직접적인 영향요인으로 작용하지는 않는다는 선행연구 Kim과 Choi(8)와 일치한다. 본 연구에서 노인차별경험은 우울에 영향을 미치는데, 이는 노인차별경험이 많을수록 우울이 높은 것으로 나타난 Kim(24)의 연구와 일치한다. 우리나라의 경우 성차별, 지역차별, 학력차별 등에 비해서 노인차별은 상대적으로 드러나지 않는 경향이 있으며 관심도 적었다(24). 노인이 차별을 경험하고 이러한 차별이 반복된다면 노인은 더욱 위축되고 고립됨을 느낄 수 있다. 노인차별경험은 노인에 대한 부정적 인식과 노인 스스로 현 시대의 흐름에 대해 적응하지 못하면서 이를 차별로 인식하는 경우에 발생한다. 따라서 노인차별경험은 노인의 정신, 신체적 건강, 인지기능 그리고 생존에 까지 부정적인 영향을 미치는 사회적 문제이기에 사회적인 해결방안이 모색되어야 한다(29). 노인세대와 젊은 세대가 함께 참여하여 세대 간 소통을 돕는 프로그램 개발과 빠르게 변화하고 있는 사회에 노인이 적응할 수 있도록 교육을 제공할 필요가 있을 것이다.

본 연구에서 가족주의가치관은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 가족주의가치관이 높을수록 죽음불안이 높다는 Chang(10)의 연구결과와 일치한다. 전통적인 한국 사회에서 가족 구성원 개개인보다 가족 공동체가 우선시 된다는 가족주의가치관은 주요한 사회적 가치로 인식되어 왔다(30). 가족주의가치관을 가진 노인세대는 부계혈연중심의 가족과 효의 원리를 지지하지만, 현실은 개인중심의 사회로 변화되는 과정에 있어 세대 간의 문화적 가치의 차이를 경험하게 되어 가족주의가치관이 높을수록 죽음불안이 높게 나타났다. 따라서 세대 간의 가치의 차이를 줄이기 위한 사회적 방안이 모색되어야 할 것이다.

본 연구는 경로당을 이용하는 노인으로 연구대상자로 선정하여 연구결과를 일반화하는데 제한이 있다. 경로당은 노인이 접근할 수 있는 가장 가까운 활동 장소이나 주로 여자노인들이 많이 사용하는 경향이 있었다. 이에 본 연구에서도 대상자의 71.4%가 여성으로 나타났다. 연구결과에서 성별에 따른 죽음불안의 유의한 차이는 없었으나 추후 지역사회 노인이 자주 방문하는 장소에서 대상자를 모집하여 반복 연구할 필요가 있을 것이다.

이상의 논의를 통해, 노인의 죽음불안은 우울과 같은 개인유기체 요인뿐만 아니라 가족지지, 사회적 연락망, 가족주의가치관과 같은 미시체계와 외체계에 의해서 영향을 받는 것을 알 수 있었다. 또한 죽음불안에 직접적인 영향이 없는 것으로 나타난 자아통합감, 영적 안녕감 및 노인차별경험이 다른 요인들과 상호작용하는 것이 확인되었다. 이러한 연구결과는 노인의 죽음불안을 이해하기 위해서는 Belsky(12)가 설명한 바와 같이 생태학적 관점에서 이해할 필요성이 있음을 보여준다. 따라서 노인의 죽음불안을 감소시키기기 위한 전략 수립에 있어서 우울에 대한 중재뿐만 아니라 가족지지 체계 강화, 건강한 사회적 연락망 구축과 같은 효과적인 사회적지지 체계 확립을 위한 노력이 같이 이루어져야 한다. 또한 고령화 사회에서 노인의 죽음불안을 한 개인 혹은 노인집단의 문제로 한정 짓는 사회적 인식의 변화가 필요하다. 죽음불안은 개인, 가족, 사회가 함께 해결해야 할 문제이다. 따라서 개인과 가족 그리고 사회의 강점을 정확하게 파악하여 접근할 수 있는 긍정심리향상프로그램, 죽음준비교육, 웰다잉프로그램 등과 같은 다양한 중재들이 개발되어 지속적으로 적용되어야 할 것이다.

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Article

Original Article

Korean J Hosp Palliat Care 2019; 22(1): 30-38

Published online March 1, 2019 https://doi.org/10.14475/kjhpc.2019.22.1.30

Copyright © Journal of Hospice and Palliative Care.

Factors Influencing Death Anxiety in Community-Dwelling Elderly: Based on the Ecology Theory

Yeonha Kim, Minju Kim*

Department of Nursing, Busan Women’s University, Busan, Korea,
*Department of Nursing, Dong-A University, Busan, Korea

Correspondence to:Minju Kim Department of Nursing, Dong-A University, 32 Daesingongwon-ro, Seo-gu, Busan 49201, Korea Tel: +82-51-240-2674 Fax: +82-51-240-2920 E-mail: mjkim@dau.ac.kr

Received: August 27, 2018; Revised: January 23, 2019; Accepted: January 24, 2019

This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Abstract

Purpose:

This study analyzed a path through which factors influencing death anxiety in the community-dwelling elderly, assuming personal organismic factors and microsystemic factors based on the ecology model purported by Belsky (1980).

Methods:

This study was performed with 189 elderly people. Data were collected through a self-report questionnaire. The data were analyzed using the SPSS and AMOS programs.

Results:

The factors influencing death anxiety in the elderly were depression, family support, social network, and familism value, and the explanatory power of these variables was 22%. Death anxiety increased with higher depression, higher familism value, larger social network, and lower family support. Spiritual well-being and elderly discrimination experience had indirect effects on death anxiety, and these effects were mediated by depression.

Conclusion:

Depression, family support, social network, and familism value were found to influence death anxiety in the elderly, and the strongest effect came from depression. To reduce death anxiety in the elderly, it is important to improve their relationship with their family and friends. Moreover, support should be provided by establishing local systems, and intervention should be provided to alleviate depression.

Keywords: Death, Anxiety, Aged

서 론

1. 연구의 필요성

다른 연령층에 비해 죽음과 가장 근접한 시간적 위치에 있는 노인은 노화로 인한 신체기능의 저하와 더불어 가까운 친인척의 죽음으로 상실을 경험하면서 자신에게 다가오는 죽음에 대한 불안감이 높을 수 있다(1). 그러나 노인이 죽음에 대해 긍정적으로 인식하고 수용한다면 현재의 삶 자체가 의미 있고 행복할 수 있다(2).

노인의 죽음불안과 삶의 질의 관계에서 죽음불안이 높은 노인은 자신의 삶의 질을 낮게 평가하는 경향이 있다(3). 이는 죽음을 직시하고 이해하는 것이 노인의 나머지 삶에서 일어나는 갖가지 변화들에 대해 적극적이고 긍정적으로 대처해 나가는데 중요한 역할을 함을 의미한다(4). 노인의 죽음불안은 단순히 개인에게만 영향을 주는 것이 아닌 주변의 많은 사람들에게도 영향을 주는 사회적 사건이며, 죽음에 대한 직면은 인생의 마지막 발달과업이다(5).

기존 선행연구에서 노인은 우울이 높고, 자아존중감과 자아통합감 그리고 영적안녕감이 낮을수록 죽음불안이 높은 것으로 나타났다(3,6,7). 또한 죽음불안에 가장 큰 영향요인은 가족지지(8)이며, 노인은 가족지지가 높을수록 죽음불안이 낮아진다고 보고 있다(8). 그리고 노인의 사회적 지지가 부족하다고 지각할 때, 노인차별을 많이 경험할수록, 가족주의가치관이 높을수록 죽음불안이 높게 나타난 바 있다(8-10). 이렇듯 노인의 죽음불안은 우울, 자아통합감 등의 노인 개인적 특성뿐만 아니라 노인차별이나 가족주의가치관 등의 노인이 속한 사회와 문화에도 영향을 받는다.

Becker(11)의 이론에 근거한 공포관리이론(Terror Management Theory, TMT)에 의하면 인간은 기본적으로 죽음불안을 통제하면서 생활하지만 개인이 조절할 수 없는 죽음불안이 들이닥칠 때에는 사회적 신념이나 관습을 이용하여 죽음불안을 통제할 수 있다. 즉 자신이 속한 사회와 문화에서 규정한 가치와 규범 체계를 철저하게 준수함으로써 죽음불안으로부터 벗어날 수 있고, 또한 문화적 불안 완충제(cultural anxiety-buffer)에 의해서 죽음불안이 조절 될 수 있다. 따라서, 개인과 환경간의 상호 호혜성(reciprocity)의 특징을 강조한 ‘환경 속 개인’이라는 생태학적 접근을 통해서 노인의 죽음불안을 이해할 필요가 있다. Belsky(12)는 생태학적 체계를 개인유기체적 발달에 대한 Tinbergen(13)의 관점과 인간발달이 일어나는 생태체계에 대한 Bronfenbrenner(14)의 관점을 결합시켜 개인차원(개인유기체), 가정차원(미시체계), 개인이나 가정이 둘러싸여 있는 지역사회차원(외체계), 문화의 영향력에 의해 다면적으로 결정되는 사회·심리학적 현상인 문화차원(거시체게)의 4개의 차원으로 개념화하였다. 노인의 죽음불안은 개인, 가족 그리고 사회환경 등에 복합적으로 영향을 받는다. 개인이 환경의 영향을 받는 존재라는 관점에서 노인의 죽음불안을 개인과 사회환경을 통합적으로 고려하는 생태학적 접근으로 설명할 수 있다. Belsky(12)의 생태학 모델 복합적인 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 다양한 요인을 체계적으로 조직화하고 해당 요인 간의 상관성을 이해하는데 효과적인 이론적 기틀을 제공할 수 있을 것으로 보인다.

이에 본 연구는 Belsky(12)가 제시한 생태학 이론을 근거로 하여 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 개인차원, 가족차원 및 지역사회차원의 영향요인을 파악하고, 이러한 요인들의 경로를 분석하여 여러 요인 간의 인과관계를 규명하여 노인의 죽음불안을 경감시키는 간호중재를 개발하는데 기초자료를 제공하고자 한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 생태학적 이론에 근거하여 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 요인들 간의 인과관계를 검증하기 위함이다. 구체적인 목적은 다음과 같다.

1) 노인의 죽음불안 정도를 파악한다.

2) 노인의 일반적 특성에 따른 죽음불안 정도의 차이를 파악한다.

3) 노인의 죽음불안과 관련 요인의 상관관계를 파악한다.

4) 노인의 죽음불안과 관련 요인의 영향요인에 대한 가설 모형을 구하여 모형의 적합도 및 각 요인들의 직접효과, 간접효과 및 총 효과를 확인한다.

3. 연구의 개념적 틀 및 가설적 경로

본 연구는 노인의 죽음불안 영향 요인을 예측하기 위하여 Belsky(12)의 생태학 이론에 근거하여 다음과 같이 본 연구의 개념적 기틀을 구성하였다(Figure 1).

Figure 1.

Conceptual framework.



본 연구에서는 노인의 죽음불안과 관련된 개인유기체 요인으로 우울(3,4), 영적안녕감(6), 자아통합감(7)을 선정하였다. 미시체계(microsystem)는 개인을 둘러싼 근접 환경으로 개인에게 직접적인 영향을 주는 체계를 말하며(14), 본 연구에서는 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 미시체계로 가족지지(9,15)를 선정하였다. 외체계(exosystem)는 개인이 적극적인 참여자로 관여하지는 않으나 개인이 속한 환경에서 일어나는 일에 영향을 주거나 영향을 받는 사건이 발생되는 하나 이상의 환경을 의미한다(14). 본 연구에서는 노인의 죽음불안과 관련된 외체계 요인으로 사회적연락망(15), 노인차별경험(8), 가족주의가치관(10)을 선정하였다.

대상 및 방법

1. 연구 설계

본 연구는 생태학적 이론을 바탕으로 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 요인의 인과관계를 확인하기 위한 서술적 조사연구이다.

2. 연구 대상

본 연구의 연구대상자는 B광역시의 16개 구(區) 중 10개 구에 소재한 경로당을 이용하는 65세에서 85세 미만의 재가노인이었다. 연구 참여가 가능한 노인은 설문지의 내용을 읽고 이해하며 그에 응답할 수 있는 능력을 가진 자로서 본 연구의 목적을 이해하여 연구 참여에 동의한 후 설문에 참여하였다. 요양병원 등의 시설에 거주하는 노인은 본 연구에서 제외되었다.

경로분석 및 구조방정식 모형에 요구되는 표본의 크기는 명확한 기준은 없으나 측정변수 당 최소 15~20배를 권장하고 있다(16). 본 연구의 대상자는 탈락률 20%를 고려하여 대상자 수는 200명으로 수집하였다. 불충분한 응답으로 보이는 11부를 제외한 총 189부를 최종 자료 분석에 사용하였다. 본 연구의 대상자는 189명으로 8개의 측정변수의 20배에 해당하는 것으로 본 연구의 표본크기는 권장 표본크기를 충족하였다.

3. 연구 도구

1) 죽음불안

노인의 죽음불안은 Oh와 Choi(4)가 수정한 도구를 사용하여 측정하였다. Oh와 Choi(4)의 도구는 총 20문항으로 존재상실의 불안, 죽음과정의 불안, 사후결과의 불안이라는 3개의 하부요인으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’1점에서 ‘매우 그렇다’4점으로 구성된 4점 Likert 척도로 측정되며 점수가 높을수록 죽음불안이 높음을 의미한다. Oh와 Choi(4)의 연구에서 신뢰도는 Cronbach’s α=0.81이며, 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.90이었다.

2) 개인 유기체 요인

① 우울

노인의 우울은 노인의 우울 정도를 측정하기 위해 Kee(17)가 번안하고 표준화한 한국판 단축형 노인우울척도(Short Form Geriatric Depression Scale-Korean Version, SGDS-K)를 이용하여 측정하였다. SGDS-K는 비활력 요인(11문항)과 우울 요인(4문항)으로 구성되어 있다. 각 문항은 5점 Likert 척도를 사용하여 측정되었으며 1점은 ‘전혀 그렇지 않다’를 의미하며 5점은 ‘매우 그렇다’를 의미하여 점수가 높을수록 우울감이 높음을 의미한다. 총 10개의 역문항은 점수를 역코딩 처리하였다. SGDS의 신뢰도는 Kee(17)의 연구에서는 Cronbach’s α=0.93이며, 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.83이었다.

② 자아통합감

노인의 자아통합감은 한국 노인을 대상으로 Chang 등(18)에 의해 개발된 자아통합감 척도를 이용하여 측정하였다. Chang 등(18)의 도구는 총 17문항의 도구로 원숙한 대인관계, 욕심 없는 삶, 만족스럽게 수용되는 생애의 3개의 하부영역으로 구성되었다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’에 1점, ‘매우 그렇다’에 5점을 부여하는 5점 Likert 척도를 이용하여 측정하며 점수가 높을수록 자아통합감이 높음을 의미한다. Chang 등(18)의 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=088이며, 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.83이었다.

③ 영적안녕감

노인의 영적안녕감은 영적안녕감 척도(Spiritual Well-Being Scale, SWB)를 Choi(19)가 번역하고 Kim(20)이 수정한 도구를 사용하여 측정하였다. Kim(20)의 도구는 종교적 영적안녕감(Religious Spiritual Well-Being)과 실존적 영적안녕감(Existential Spiritual Well-Being)으로 구성되어 있다. 영적안녕감 도구는 긍정적인 문항(12개)과 부정적인 문항(8개)로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’가 1점에서 ‘매우 그렇다’가 5점으로 구성된 5점 Likert 척도를 사용하여 측정되었으며 부정적인 문항은 점수를 역코딩 처리하였다. 점수가 높을수록 영적안녕감이 높음을 의미한다. Kim(20)연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.94이며, Choi(19)의 연구에서는 Cronbach’s α=0.91이며, 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.78이었다.

3) 미시체계 요인

① 가족지지

노인의 가족지지 정도는 Cobb(21)가 개발한 도구를 기반으로 Kang(22)이 수정 보완한 가족지지 측정 도구를 이용하여 측정하였다. Kang(22)의 도구는 총 11문항으로 긍정형(9문항)과 부정형(2문항)으로 구성되어 있다. 각 문항은 5점 Likert 척도를 사용하여 측정되었으며, 1점은 ‘전혀 그렇지 않다’를 의미하며 5점은 ‘항상 그렇다’를 의미하여 부정형 문항은 역코딩 처리하였다. 점수가 높을수록 가족지지가 높음을 의미한다. Cobb(21)의 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.86이며, Kang(22)의 연구에서는 Cronbach’s α=0.86이며, 본 연구에서는 Cronbach’s α= 0.89였다.

4) 외체계 요인

① 사회적연락망

노인의 사회적연락망을 측정하기 위해 선행연구(23)를 기초로 ‘현재 어르신이 편하게 느껴지고 사적인 문제를 털어놓고 얘기하기도 하고 필요 시 도움을 청하는 가까운 친인척이나 또는 친구가 있습니까?’라는 질문을 이용하였다. 4점 Likert 척도를 사용하여 측정되었으며, 1점은 0명을 의미하며 4점은 5명 이상을 의미한다. 점수가 높을수록 사회적연락망이 많음을 의미한다.

② 노인차별경험

노인의 노인차별경험은 The Ageism Survey Instrument를 Kim(24)이 번안한 것을 Rim 등(25)이 수정·보완한 도구를 이용하여 측정하였다. 이 도구는 총 9문항으로 구성되어 있으며 각 문항은 ‘있다’(1점), ‘없다’(0점)로 답하도록 되어있다. 총 점의 범위는 0~9점이며, 점수가 높을수록 노인 차별을 더 많이 경험한 것을 의미한다. Rim 등(25)의 연구에서 도구의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.84였으며, 본 연구에서는 Cronbach’s α=0.78이었다.

③ 가족주의가치관

노인의 가족주의가치관은 Ok(26)의 연구를 기초로 사용하였다. 내용별로 가족 우선성 3문항, 부계 가문의 영속화 3문항, 부모 공경의식 3문항, 형제자매 및 친척간의 사회·경제적 유대의식 3문항으로 총 12문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘아주 그렇다’(5점)의 5점 Likert 척도로 측정되며 점수가 높을수록 가족주의가치관이 높은 것을 의미한다. Ok(26)의 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.76이며, Chang(10)의 연구에서는 Cronbach’s α=0.72였다. 본 연구에서의 신뢰도는 Cronbach’s α=0.82였다.

5) 인구사회학적 특성

노인의 인구사회학적 특성은 성별, 연령, 교육수준, 종교유무, 혼인상태, 가족형태, 주관적 건강상태, 주관적 경제상태 등을 포함한다. 연령은 노인의 연령 분류 기준에 따라 연소노인(65~69세), 중 고령노인(70~74세), 고령노인(75~84세)으로 분류하였다. 혼인상태는 현재 배우자 존재 여부를 조사하였고, 동거가족은 현재 함께 살고 있는 가족을 나열하도록 하였으며, 혼자 사는 경우, 배우자만 사는 경우, 다른 가족과 함께 사는 경우 등 3개의 범주로 구분하였다.

4. 자료 수집 및 윤리적 고려

본 연구는 대상자를 보호하기 위해 D대학교 기관생명윤리 위원회의 승인(2-104709-AB-N-01-201608-HR-028-04)을 받은 후 B시에 거주하는 노인을 대상으로 16개 구 중 10개 구의 경로당지회 또는 각 경로당 운영진에게 사전협조를 구한 뒤 연구 대상자 모집 공고문을 발송 후 경로당지회 사무실과 경로당에 게시하였다. 모집공고 후 연구자에게 전화로 연구 참여 의사를 밝힌 경로당지회와 경로당에 연구자가 직접 방문하여 연구의 목적과 참여방법, 참여 조건 및 참여 혜택을 설명하였다. 이후 연구 참여에 대해 서면 동의한 노인을 대상으로 설문조사를 실시하였다. 설문조사는 각 경로당에서 시행하였으며, 스스로 설문지 작성이 가능한 노인의 경우 자기 기입식 설문조사를 실시하였으며, 스스로 기입이 힘든 경우 연구자가 질문사항을 읽어주어 설문에 답할 수 있도록 도왔다. 설문지 작성시간은 총 40~50분 정도 소요되었으며 5~10분 정도 휴식시간과 간식을 준비하여 설문으로 인한 노인의 피로를 줄이기 위해 노력하였다. 설문을 완성한 대상자에게는 소액의 현금을 지급하였으며 완성된 설문지는 현장에서 수거하였다.

수거된 설문지는 연구자가 직접 코딩하여 데이터베이스에 입력하였다. 동의서와 설문지는 잠금장치가 있는 연구자의 개인사무실에 보관하여 연구자 외에는 접근할 수 없도록 조치하였다.

5. 자료 분석

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS-WIN 20.0과 AMOS 20.0 프로그램을 이용하여 분석하였으며, 통계처리에 대한 유의 수준은 P<0.05로 설정하였다. 구체적인 분석방법은 다음과 같다.

가. 대상자의 일반적 특성 및 측정변수에 대한 서술적 통계는 기술통계로 분석하였으며, 일반적 특성에 따른 죽음불안의 차이는 t-test, One-way ANOVA 및 Scheffe’s test로 분석하였다.

나. 측정변수 간의 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient로 검증하였다.

다. 가설적 모형의 모수추정은 최대우도법(Maximum likelihood)을 이용하여 분석하였고, 적합도 검증은 χ2통계량, 표준 χ22/df), 잔차 평균자승이중근(Root Mean square Residual, RMR), 터커-루이스지수(Tucker-Lewis Index, TLI), 비교적합지수(Comparative FitIndex, CFI), 근사오차평균자승의 이중근(Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA) 등의 적합도 지수를 이용하여 분석하였다.

라. 가설적 모형의 직접효과, 간접효과와 총 효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 Bootstrapping 방법을 이용하였다.

결 과

1. 대상자의 인구사회학적 특성 및 죽음불안

본 연구에 참여한 71.4%가 여성이었으며, 연령대는 75~85세 미만이 62.4%로 가장 많았다. 교육 수준은 초등학교·서당이 44.4%, 고등학교 이상이 28.6%, 중학교가 20.1%, 무학이 6.9%로 나타났다. 대상자의 88.4%는 종교를 가지고 있었으며, 59.3%가 배우자가 있었다. 대상자의 26.5%가 혼자 거주하고 있었으며, 부부만 거주하는 경우는 54.5%, 다른 가족과 함께 사는 경우는 19.0%로 나타났다.

본 연구 대상자의 인구사회학적 특성에 따른 죽음불안의 차이는 Table 1과 같다. 죽음불안은 교육수준(F=9.94. P<0.001)에 따라 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. Scheffe’s test 결과, 고등학교 졸업 이상의 학력을 가진 죽음불안 정도(M=2.35)는 고등학교 미만의 교육수준을 가진 죽음불안 정도(M=2.62∼2.78)보다 유의하게 낮은 것으로 나타났다(Table 1).

Table 1 . Difference in Death Anxiety According to General Character of Participants (N=189)..

  Characteristics  Categoriesn (%)Death anxiety

Mean± DPScheffe
GenderMale54 (28.6)2.51±0.480.060
Female135 (71.4)2.66±0.47
Age (yrs)65~6916 (8.5)2.49±0.340.056
70~7455 (29.1)2.74±0.55
75~84118 (62.4)2.58±0.44
Education levelNo schoola13 (6.9)2.78±0.36<0.001a,b,c>d
Elementary schoolb84 (44.4)2.76±0.43
Middle schoolc38 (20.1)2.62±0.41
High school or aboved54 (28.6)2.35±0.50
ReligionYes167 (88.4)2.61±0.470.774
No22 (11.6)2.64±0.55
SpouseYes112 (59.3)2.62±0.460.962
No77 (40.7)2.61±0.50
HouseholdAlone50 (26.5)2.58±0.420.324
Couple only103 (54.5)2.60±0.45
Others36 (19.0)2.72±0.60


2. 가설적 경로모형의 검증

1) 가설모형의 적합도

본 연구의 가설모형의 χ2값은 2.77 (P=0.429)로 ‘이론적 모형과 수집된 자료에 의한 모형이 같다’는 귀무가설이 채택되었다. 본 연구의 가설모형의 적합지수는 χ2/df=0.92, GFI=0.99, AGFI=0.95, RMR=0.01, RMSEA=<0.01, NFI=0.98, TLI=1.01, CFI=1.00로 나타나 권장수준을 충족하여 가설모형을 최종모형으로 채택하였다.

2) 가설모형의 모수 추정

본 연구의 가설모형에 대한 모수추정치의 표준화 및 비표준화계수, t값, P값, 다중제곱상관(Squared multiple correlation, SMC) 등은 Figure 2와 같다.

Figure 2.

A path diagram of the study.



죽음불안에 직접적으로 영향을 미치는 경로는 우울(β=0.32, P<0.001), 가족지지(β=–0.15, P=0.026), 사회적연락망(β= 0.22, P=0.001), 가족주의가치관(β=0.24, P<0.001)으로 나타났다. 즉 죽음불안은 우울과 가족주의가치관이 높을수록, 사회적연락망이 많을수록 높게 나타났으며, 가족의 지지정도가 낮을수록 죽음불안이 높은 것으로 나타났다. 이들 변수가 죽음불안을 설명하는 정도는 22%였다. 그러나 자아통합감, 영적안녕감 및 노인차별경험은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

우울을 내생변수로 하는 경로에 대한 결과를 살펴보면, 노인차별경험(β=0.14, P=0.027), 가족지지(β=–0.15, P=0.019), 영적안녕감(β=–0.43, P<0.001)이 우울에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 노인차별경험이 많을수록 우울정도가 높은 반면, 가족의 지지 정도가 높을수록, 영적안녕감이 높을수록 노인의 우울은 낮게 나타났다. 우울에 대한 이들 변수의 설명력은 15%였다. 자아통합감을 내생변수로 하는 경로에서 영적안녕감(β= 0.34, P<0.001)이 자아통합감에 직접적인 영향을 주는 것으로 나타났으며, 설명력은 26%였다. 영적안녕감을 내생변수로 하는 경로에서 가족지지(β=0.19, P=0.009)가 영적안녕감에 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉 가족의 지지 정도가 높을수록 영적안녕감이 높은 것으로 나타났으며, 영적안녕감에 대한 가족지지의 설명력은 4%였다.

3) 가설모형의 효과분석

본 연구의 가설모형의 직접효과, 간접효과 및 총 효과를 확인하기 위해 Bootstrapping을 이용하여 분석한 결과는 Table 2와 같다.

Table 2 . Standardized Direct, Indirect, and Total Effect for Hypothetic Model..

 Endogenous variables Exogenous variablesDirect effect (P)Indirect effect (P)Total effect (P)
Death anxietyDepression0.32 (<0.001)-0.32 (<0.001)
Ego-integration0.07 (0.386)-0.07 (0.386)
Spiritual well-being0.05 (0.535)-0.12 (0.001)-0.07 (0.343)
Family support-0.15 (0.026)-0.06 (0.022)-0.21 (0.006)
Social network0.22 (0.001)-0.01 (0.771)0.21 (0.003)
Elderly discrimination experience0.10 (0.125)0.04 (0.023)0.14 (0.064)
Familism value0.24 (<0.001)-0.01 (0.457)0.23 (0.009)
DepressionSpiritual well-being-0.43 (<0.001)--0.43 (<0.001)
Family support-0.15 (0.019)-0.08 (0.010)-0.24 (0.012)
Social network-0.02 (0.712)-0.02 (0.482)-0.05 (0.541)
Elderly discrimination experience0.14 (0.027)-0.14 (0.027)
Familism value-0.03 (0.555)--0.03 (0.555)
Ego-integrationSpiritual well-being0.34 (<0.001)-0.34 (<0.001)
Family support0.07 (0.315)0.06 (0.009)0.14 (0.113)
Social network0.08 (0.282)0.020 (0.469)0.09 (0.226)
Elderly discrimination experience-0.06 (0.420)--0.06 (0.420)
Spiritual well-beingFamily support0.19 (0.009)-0.19 (0.009)
Social network0.06 (0.451)-0.06 (0.451)


개인유기체 요인 중 우울은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=0.32, P<0.001). 그러나 자아통합감(β=0.07, P=0.386)과 영적안녕감(β=0.05, P=0.535)은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 다만 영적안녕감의 경우 죽음불안에 통계적으로 유의한 간접효과(β= –0.12, P=0.001)를 가지는 것으로 나타났다.

미시체계 요인인 가족지지는 죽음불안에 대한 직접(β=–0.15, P=0.026), 간접효과(β=–0.06, P=0.022) 및 총 효과(β= –0.21, P=0.006) 모두 통계적으로 유의하게 나타났다.

외체계 요인들 중 사회적연락망(β=0.21, P=0.003)과 가족주의가치관(β=0.23, P=0.009)은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 그러나 노인차별경험은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 다만, 노인차별경험이 죽음불안에 통계적으로 유의한 간접효과(β=0.04, P<0.023)를 가지는 것으로 나타났다.

고찰

본 연구는 Bronfenbrenner(14)와 Belsky(12)의 생태학적 이론과 관련 연구의 문헌고찰을 기반으로 노인의 죽음불안을 결정짓는 영향 요인에 대한 가설적 모형을 설정하고, 모형의 적합도와 가설을 검증하였다. 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 생태학적 요인을 중심으로 다음과 같이 논의하고자 한다.

본 연구에서 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 개인유기체적 특성으로 조사한 우울, 자아통합감, 영적 안녕감 중 우울은 죽음불안에 직접 영향을 미치는 요인으로 확인되었으며, 자아통합감과 영적 안녕감은 죽음불안에 통계적으로 유의하게 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 노인의 죽음불안에 가장 강한 영향을 주는 요인은 우울이며, 우울이 높을수록 죽음불안이 높다고 보고한 선행연구 결과(3,10)와 일치하였다. 노인의 우울은 노년기에 나타나는 가장 흔한 정신건강문제로서 삶의 질을 감소시키는 원인이 되고, 심할 경우 자살로 이어져서 심각한 사회적 문제가 된다. 우울한 심리상태는 자신의 삶을 후회하면서 죽음불안이 점점 커지게 되고 이는 우울을 더 악화시키는 악순환이 일어나고 궁극적으로 노인의 삶의 질을 떨어뜨린다(2). 따라서 노인의 죽음불안을 감소시키기 위해서는 노인 우울에 대한 정기적인 검사를 실시하고 체계적인 관리와 시스템 구축 등의 지역사회 차원의 노력이 필요하다고 여겨진다.

본 연구에서 자아통합감과 영적 안녕감이 노인의 죽음불안에 미치는 영향은 유의하지 않았다. 이러한 결과는 자아통합감이 노인의 죽음불안에 영향을 미치지 못한 Chang(10)과 Jeon(15)의 연구결과와 일치한다. 그러나 여러 선행연구에서 자아통합감이 죽음불안에 직접적인 영향을 미친다고 나타난 바 있다(3,26,27). 또한 선행연구(3,6)에서는 영적 안녕감이 죽음불안에 직접적인 영향을 미친다고 보고되고 있으나 본 연구에서 영적 안녕감이 죽음불안에 미치는 직접적인 영향은 유의하지 않았고 간접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 우울과 자아통합감에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 본 연구에서는 대부분(88.4%)의 대상자가 종교를 가지고 있었다. 이러한 인구학적 특성이 영적 안녕감과 자신의 과거의 사실들을 있는 그대로 두려움 없이 수용하고 죽음에 직면할 수 있는 능력(18)을 말하는 자아통합감에 영향을 미쳤을 것으로 예상된다. 따라서 보다 다양한 인구학적 특성을 가진 노인을 대상으로 영적 안녕감과 자아통합감이 죽음불안에 미치는 영향에 대해 조사할 필요가 있다.

본 연구에서 노인의 죽음불안에 영향을 미시체계 요인으로 가족지지를 조사하였는데 그 결과, 가족지지 정도가 높으면 죽음불안이 낮은 것으로 나타났다. 이는 노인은 배우자 및 가족들이 다방면으로 지지해줄 때, 죽음불안 수준이 낮아질 수 있다는 선행 연구결과와 일치하였다(9). 은퇴와 신체적 기능 저하 등으로 노인은 물리적 지지뿐만 아니라 심리적 지지의 대부분을 가족에게 의존하는 경향이 많아진다. 특히 산업화로 인해 핵가족화 되면서 독거노인이나 노인부부만 사는 경우가 많아지고 가족관계가 소원해지는 경우가 많다. 본 연구 대상자의 26.5%가 독거노인이며 54.5%가 노인부부만 사는 것으로 나타나 노인의 죽음불안을 낮추기 위해서는 가족이 지지체계로서 제 역할을 수행할 수 있도록 도울 필요가 있다. 또한 지역사회 차원에서 죽음준비교육 등에 노인과 그 가족을 대상으로 하여 서로 간에 죽음과 죽음준비에 대한 생각을 공유하고 의논할 수 있는 기회를 마련해야 할 것이다.

본 연구에서는 노인의 죽음불안에 영향을 미치는 외체계 요인으로 사회적 연락망, 노인차별경험, 가족주의가치관을 조사하였다. 사회적 연락망은 사회적연락망이 많을수록 노인의 죽음불안이 높게 나타났으며 이는 Chang(10)의 결과와 일치한다. 그러나 사회적 지지가 높으면 죽음불안이 낮아진다는 다수의 선행연구 Jang과 Lee(9)의 결과와는 차이가 있었다. Chang(10)은 사회적연락망이 많을수록 죽음불안이 가중되는 원인에 대해 친구관계가 잘 형성되어 서로를 지지하는 수준이 높으면 현재의 삶에 대한 애착이 커지게 되고 그로 인해 죽음을 두려워하거나 회피하는 경향이 강하다고 설명하였다. 또한 Yoon 등(28)의 연구에서도 사회적 지지가 높을수록 죽음불안이 높아지는 것으로 나타났는데, Yoon 등(28)은 사회적 지지를 많이 받는 사람은 사랑하는 사람들과의 이별에 대한 불안이 커지면서 죽음불안이 높아질 수 있다고 설명하고 있다. 사회적연락망 수만큼 사회적 지지가 높다고 평가할 수 없다. 즉 연락을 주고 받는 사람은 많으나 피상적인 대화가 오고 가거나 오히려 노인의 심리를 거스르는 대화를 하는 경우가 많다면 이는 사회적 지지체계로서의 역할을 수행할 수 없는 관계임을 의미한다. 따라서 노인이 주변 지인과 건강한 관계를 형성하고 유지할 수 있도록 지역사회 주도의 사회적지지 체계를 구축해야 한다. 또한 사회적연락망 수와 같은 사회적 지지의 양(quantity)적인 측면뿐만 아니라 사회적 지지의 질(quality)적 측면과 죽음불안과의 관계에 대한 추후 연구가 필요하다.

노인차별경험은 직접적으로는 죽음불안에 영향을 미치지 않았지만, 우울을 통해 간접적으로 죽음불안에 영향을 미쳤다. 이러한 결과는 노인차별경험이 죽음불안에 직접적인 영향요인으로 작용하지는 않는다는 선행연구 Kim과 Choi(8)와 일치한다. 본 연구에서 노인차별경험은 우울에 영향을 미치는데, 이는 노인차별경험이 많을수록 우울이 높은 것으로 나타난 Kim(24)의 연구와 일치한다. 우리나라의 경우 성차별, 지역차별, 학력차별 등에 비해서 노인차별은 상대적으로 드러나지 않는 경향이 있으며 관심도 적었다(24). 노인이 차별을 경험하고 이러한 차별이 반복된다면 노인은 더욱 위축되고 고립됨을 느낄 수 있다. 노인차별경험은 노인에 대한 부정적 인식과 노인 스스로 현 시대의 흐름에 대해 적응하지 못하면서 이를 차별로 인식하는 경우에 발생한다. 따라서 노인차별경험은 노인의 정신, 신체적 건강, 인지기능 그리고 생존에 까지 부정적인 영향을 미치는 사회적 문제이기에 사회적인 해결방안이 모색되어야 한다(29). 노인세대와 젊은 세대가 함께 참여하여 세대 간 소통을 돕는 프로그램 개발과 빠르게 변화하고 있는 사회에 노인이 적응할 수 있도록 교육을 제공할 필요가 있을 것이다.

본 연구에서 가족주의가치관은 죽음불안에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 가족주의가치관이 높을수록 죽음불안이 높다는 Chang(10)의 연구결과와 일치한다. 전통적인 한국 사회에서 가족 구성원 개개인보다 가족 공동체가 우선시 된다는 가족주의가치관은 주요한 사회적 가치로 인식되어 왔다(30). 가족주의가치관을 가진 노인세대는 부계혈연중심의 가족과 효의 원리를 지지하지만, 현실은 개인중심의 사회로 변화되는 과정에 있어 세대 간의 문화적 가치의 차이를 경험하게 되어 가족주의가치관이 높을수록 죽음불안이 높게 나타났다. 따라서 세대 간의 가치의 차이를 줄이기 위한 사회적 방안이 모색되어야 할 것이다.

본 연구는 경로당을 이용하는 노인으로 연구대상자로 선정하여 연구결과를 일반화하는데 제한이 있다. 경로당은 노인이 접근할 수 있는 가장 가까운 활동 장소이나 주로 여자노인들이 많이 사용하는 경향이 있었다. 이에 본 연구에서도 대상자의 71.4%가 여성으로 나타났다. 연구결과에서 성별에 따른 죽음불안의 유의한 차이는 없었으나 추후 지역사회 노인이 자주 방문하는 장소에서 대상자를 모집하여 반복 연구할 필요가 있을 것이다.

이상의 논의를 통해, 노인의 죽음불안은 우울과 같은 개인유기체 요인뿐만 아니라 가족지지, 사회적 연락망, 가족주의가치관과 같은 미시체계와 외체계에 의해서 영향을 받는 것을 알 수 있었다. 또한 죽음불안에 직접적인 영향이 없는 것으로 나타난 자아통합감, 영적 안녕감 및 노인차별경험이 다른 요인들과 상호작용하는 것이 확인되었다. 이러한 연구결과는 노인의 죽음불안을 이해하기 위해서는 Belsky(12)가 설명한 바와 같이 생태학적 관점에서 이해할 필요성이 있음을 보여준다. 따라서 노인의 죽음불안을 감소시키기기 위한 전략 수립에 있어서 우울에 대한 중재뿐만 아니라 가족지지 체계 강화, 건강한 사회적 연락망 구축과 같은 효과적인 사회적지지 체계 확립을 위한 노력이 같이 이루어져야 한다. 또한 고령화 사회에서 노인의 죽음불안을 한 개인 혹은 노인집단의 문제로 한정 짓는 사회적 인식의 변화가 필요하다. 죽음불안은 개인, 가족, 사회가 함께 해결해야 할 문제이다. 따라서 개인과 가족 그리고 사회의 강점을 정확하게 파악하여 접근할 수 있는 긍정심리향상프로그램, 죽음준비교육, 웰다잉프로그램 등과 같은 다양한 중재들이 개발되어 지속적으로 적용되어야 할 것이다.

Fig 1.

Figure 1.

Conceptual framework.

Journal of Hospice and Palliative Care 2019; 22: 30-38https://doi.org/10.14475/kjhpc.2019.22.1.30

Fig 2.

Figure 2.

A path diagram of the study.

Journal of Hospice and Palliative Care 2019; 22: 30-38https://doi.org/10.14475/kjhpc.2019.22.1.30

Table 1 Difference in Death Anxiety According to General Character of Participants (N=189).

  Characteristics  Categoriesn (%)Death anxiety

Mean± DPScheffe
GenderMale54 (28.6)2.51±0.480.060
Female135 (71.4)2.66±0.47
Age (yrs)65~6916 (8.5)2.49±0.340.056
70~7455 (29.1)2.74±0.55
75~84118 (62.4)2.58±0.44
Education levelNo schoola13 (6.9)2.78±0.36<0.001a,b,c>d
Elementary schoolb84 (44.4)2.76±0.43
Middle schoolc38 (20.1)2.62±0.41
High school or aboved54 (28.6)2.35±0.50
ReligionYes167 (88.4)2.61±0.470.774
No22 (11.6)2.64±0.55
SpouseYes112 (59.3)2.62±0.460.962
No77 (40.7)2.61±0.50
HouseholdAlone50 (26.5)2.58±0.420.324
Couple only103 (54.5)2.60±0.45
Others36 (19.0)2.72±0.60

Table 2 Standardized Direct, Indirect, and Total Effect for Hypothetic Model.

 Endogenous variables Exogenous variablesDirect effect (P)Indirect effect (P)Total effect (P)
Death anxietyDepression0.32 (<0.001)-0.32 (<0.001)
Ego-integration0.07 (0.386)-0.07 (0.386)
Spiritual well-being0.05 (0.535)-0.12 (0.001)-0.07 (0.343)
Family support-0.15 (0.026)-0.06 (0.022)-0.21 (0.006)
Social network0.22 (0.001)-0.01 (0.771)0.21 (0.003)
Elderly discrimination experience0.10 (0.125)0.04 (0.023)0.14 (0.064)
Familism value0.24 (<0.001)-0.01 (0.457)0.23 (0.009)
DepressionSpiritual well-being-0.43 (<0.001)--0.43 (<0.001)
Family support-0.15 (0.019)-0.08 (0.010)-0.24 (0.012)
Social network-0.02 (0.712)-0.02 (0.482)-0.05 (0.541)
Elderly discrimination experience0.14 (0.027)-0.14 (0.027)
Familism value-0.03 (0.555)--0.03 (0.555)
Ego-integrationSpiritual well-being0.34 (<0.001)-0.34 (<0.001)
Family support0.07 (0.315)0.06 (0.009)0.14 (0.113)
Social network0.08 (0.282)0.020 (0.469)0.09 (0.226)
Elderly discrimination experience-0.06 (0.420)--0.06 (0.420)
Spiritual well-beingFamily support0.19 (0.009)-0.19 (0.009)
Social network0.06 (0.451)-0.06 (0.451)

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