Purpose
This study aimed to examine the direct and indirect effects of general characteristics, basic psychological needs, health promoting behaviors, and emotional status on sleep quality of the older adults with low back pain.
Methods: We conducted a cross-sectional correlational study in B and Y cities between August and September 2020. A total of 217 older adults participated in the study and their general characteristics (age, gender, duration of back pain, pain intensity, disability, perceived health status, risk for malnutrition), basic psychological needs (autonomy, competence, relatedness), health promoting behavior (physical activity, self care), emotional status (depression, quality of life), and sleep quality were measured. Data were analyzed through descriptive analysis, independent t-test, ANOVA with Scheffé post-hoc test, hierarchical multiple regression, and path analysis using SPSS/WIN 22.0 and AMOS 22.0.
Results: The mean age of the participants was 70.31±5.39 years, the pain intensity was 6.40±1.09, and the duration of back pain was 6.69±6.46 years. The significant factors influencing sleep quality were depression (β=.45, p=.001), gender (β=-.22, p=.001), disability (β=.21, p=.003), perceived health status (β=-.21, p=.001), duration of back pain (β=-.20, p=.001), self care on back pain (β=-.15, p=.009), basic psychological needs (β=-.15, p=.001), and risk for malnutrition (β=.03, p=.028).
Conclusion: The findings of this study suggest that special attention is required for older women with high levels of depression and disability due to back pain, especially those with pain duration of less than 5 years or greater than 10 years.
This study aimed to examine the direct and indirect effects of general characteristics, basic psychological needs, health promoting behaviors, and emotional status on sleep quality of the older adults with low back pain.
We conducted a cross-sectional correlational study in B and Y cities between August and September 2020. A total of 217 older adults participated in the study and their general characteristics (age, gender, duration of back pain, pain intensity, disability, perceived health status, risk for malnutrition), basic psychological needs (autonomy, competence, relatedness), health promoting behavior (physical activity, self care), emotional status (depression, quality of life), and sleep quality were measured. Data were analyzed through descriptive analysis, independent t-test, ANOVA with Scheffé́ post-hoc test, hierarchical multiple regression, and path analysis using SPSS/WIN 22.0 and AMOS 22.0.
The mean age of the participants was 70.31±5.39 years, the pain intensity was 6.40±1.09, and the duration of back pain was 6.69±6.46 years. The significant factors influencing sleep quality were depression (β=.45, p=.001), gender (β=−.22, p=.001), disability (β=.21, p=.003), perceived health status (β=−.21, p=.001), duration of back pain (β=−.20, p=.001), self care on back pain (β=−.15, p=.009), basic psychological needs (β=−.15, p=.001), and risk for malnutrition (β=.03, p=.028).
The findings of this study suggest that special attention is required for older women with high levels of depression and disability due to back pain, especially those with pain duration of less than 5 years or greater than 10 years.
수면장애는 노인에게서 흔히 나타나며[1] 삶의 질과 밀접한 관련이 있고[2, 3], 노인의 인지기능을 떨어뜨리고 낮 동안의 활동을 저해하며 각종 사고나 질병의 발생, 의료서비스 이용률 증가, 사망 등과도 높은 관련성이 있다[1]. 노화 과정에서 나타나는 수면 구조의 가장 특징적인 변화는 깊은 수면의 감소에 있으며, 60세 이후 점차 수면효율이 감소하는 경향이 있고, 많은 노인들이 수면 관련 어려움을 호소한다[4]. 노인들은 수면 호흡 장애, 다양한 신체질환, 심인적 장애, 일주기 리듬 변화, 좋지 않은 수면 위생 등이 복합적으로 작용하여 불면증과 수면장애를 경험할 수 있다[4]. 만성 통증이 있는 노인은 통증으로 인해 수면의 질이 더욱 낮아지며, 통증 역치가 감소하고, 피로감 증가, 우울증 등을 경험하고, 하루 4~5시간 미만의 수면은 사망률을 높이는 것으로 보고된다[1]. 만성 요통을 경험하는 대상자의 76.4%가 수면장애를 호소하며[5], 요통을 경험하는 노인의 68.0%는 요통으로 수면의 질이 낮아진 것으로 보고된다[2]. 요통은 숙면을 방해하며 요통을 경험하는 노인이 요통을 경험하지 않는 노인보다 숙면을 취하지 못하는 경향(57.8% vs 27.1%)이 높았다[6]. 또한, 낮은 수면의 질[2]과 수면량 감소[3]는 통증을 유의하게 증가시키는 경향이 있어 요통을 경험하는 노인의 수면장애에 대한 각별한 관심과 주의가 요구된다.
수면의 질에 관련된 요인을 살펴보면 여성이고[7], 기능장애[2, 5]가 심할수록 더 심각한 수준의 수면장애를 호소하며, 아침식사를 하지 않는 등 영양결핍위험이 증가할수록 수면장애 가능성이 증가된다[8]. 반면, 신체활동이나 자가관리와 같은 건강행위는 수면의 질을 향상시킨다. 신체활동은 수면장애를 개선하며, 요통 환자를 대상으로 8주 동안의 신체활동 중재를 적용한 결과 수면장애가 개선되었고[9], 강도가 다른 신체활동을 세 그룹에게 적용한 결과 모든 그룹의 수면의 질이 개선된 것으로 나타났다[10]. 자가관리 수준이 높은 요통을 경험하는 노인들은 수면의 질이 높고, 통증과 기능장애 수준은 낮은 것으로 보고된다[11]. 우울, 삶의 질 등과 같은 정서상태도 수면의 질과 관련되며, 우울점수가 높은 노인이 불면증을 경험하는 경향은 더 높으며[4], 숙면군과 비 숙면군을 비교한 메타분석 결과 숙면군에서 비 숙면군 보다 높은 수준의 삶의 질을 보고하여[3], 우울정도와 삶의 질이 수면의 질과 높은 관련성이 있음을 알 수 있었다.
자기결정성 이론에 의하면 자율성, 유능성, 관계성으로 구성되는 기본심리욕구는 신체활동과 자가관리를 포함하는 건강행위, 우울과 삶의 질과 같은 정서상태 및 수면의 질과도 높은 관련성이 있다[12, 13, 14, 15]. 기본심리욕구는 건강행위를 증진하며[12, 13] 높은 수준의 건강행위는 긍정적 건강결과를 유도한다[12]. 낮은 기본심리욕구는 건강한 행동을 감소시키고, 높은 수준의 우울과 관련될 수 있으며[14], 기본심리욕구가 낮은 사람들이 높은 정도의 수면장애를 보고하는 경향이 있다[15]. 기본심리욕구와 수면의 질은 직 · 간접적 관련성이 있는 것으로 설명되며 기본심리욕구가 요통이 있는 노인의 건강행위에 영향을 미치고[13], 증가된 건강행위가 노인의 수면의 질을 향상시키므로 기본심리욕구가 수면의 질에 간접적 효과[12]가 있는 것으로 주장한다. 한편, 기본심리욕구가 수면의 질에 직접적 관련성이 있는 것으로 보고된 연구결과도 있어[15], 수면의 질에 대한 기본심리욕구와 건강행위, 정서상태와의 관계에 대한 이해가 필요하다.
기본심리욕구는 노인을 대상으로 건강모형을 구축하기 위해 주로 활용되는 개념으로 고혈압 전 단계 노인의 건강행위이행 예측모형을 구축한 연구[16]에서 자율성은 건강한 행동을 이행하기 위한 주요 요소였고, 65세 이상 퇴행성 관절염 노인의 운동지속 모형검증 연구[17]에서 노인의 자율성 지지와 주관적 건강상태, 기본심리욕구 정도는 운동지속에 직 · 간접적 효과가 있었다. 그러나 요통을 경험하는 노인의 수면의 질에서 기본심리욕구의 역할에 관한 연구는 드물며, 기본심리욕구가 수면의 질에 미치는 직 · 간접 관련성을 분석하는 것은 개념 간 관계에 대한 이해를 증진할 것으로 기대된다.
회귀분석은 개념들 간 직접적인 관계를 분석할 수 있는 반면, 경로분석(path analysis)은 개념들 간의 관계모형 구축을 통한 여러 예측변수들 간의 직 · 간접효과를 파악할 수 있다[18]. 요통을 경험하는 노인의 수면의 질에 영향 미치는 요인들 간의 상대적 설명력과 직 · 간접 효과를 비교하는 것은 예측변수들 간의 관계를 이해하고 추후 중재 프로그램에 고려되어야 할 개념에 대한 의미 있는 근거를 제시할 수 있을 것이다. 요통을 경험하는 노인을 대상으로 수면의 질을 향상하기 위해 기본심리욕구를 고려한 연구는 드물며, 본 연구를 통해 요통을 경험하는 노인의 수면의 질 향상에 대한 기본심리욕구의 역할을 규명하는 것은 추후 요통을 경험하는 노인의 건강행위, 정서상태 및 수면의 질 향상을 위한 중재 프로그램 개발에 중요한 근거를 제시할 것으로 기대된다.
본 연구는 요통을 경험하는 노인의 수면의 질을 예측하기 위해 전체 변수를 연결한 완전모델(full model)로 경로를 연결하여 가설적 모형을 구축하였다(Figure 1-A). 요통을 경험하는 노인은 요통으로 인한 신체적 문제를 경험하고, 이는 일상생활을 위협하는 요인으로 작용하여 기본심리욕구에 영향을 미치고, 기본심리욕구는 건강증진행위와 정서상태에 영향을 미칠 것이다. 이에 본 연구에서는 대상자 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태가 요통을 경험하는 노인의 수면의 질에 영향을 미칠 것으로 가정하였다.
Figure 1
Theoretical framework and final path model.
본 연구의 목적은 요통을 경험하는 노인의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태, 수면의 질을 파악하고, 각 요인이 수면의 질을 예측하는 정도를 분석하고, 각 관련요인 간직 · 간접 효과를 규명하여, 요통을 경험하는 노인의 수면의 질 향상을 위한 효과적인 간호중재 개발에 필요한 기본정보를 제공하는 것이다. 구체적인 목표는 다음과 같다. 첫째, 대상자의 특성, 기본심리욕구(자율성, 유능성, 관계성), 건강증진행위(신체활동, 요통 자가관리), 정서상태(우울, 삶의 질), 수면의 질 정도를 파악하고, 대상자의 제 특성에 따른 수면의 질을 분석한다. 둘째, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태와 수면의 질의 상관성을 파악한다. 셋째, 대상자의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태가 수면의 질에 미치는 상대적 관련성을 분석한다. 넷째, 요통을 경험하는 노인의 수면의 질 관련요인들 간 직 · 간접 효과를 규명한다.
본 연구는 요통을 경험하는 65세 이상 노인의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태, 수면의 질을 파악하고, 수면의 질 변량에 대한 관련요인들의 상대적 설명력을 분석하고, 요인들 간 경로 모델을 구축하여 각 요인이 수면의 질에 미치는 직 · 간접 효과를 규명하고자 수행한 서술적 조사연구이다.
본 연구의 대상자는 B광역시와 경상남도 Y시에 위치한 노인대학, 경로당, 노인정 등 노인기관을 이용하고 있는 중등도 이상의 요통을 경험하는 만 65세 이상 노인이다. 본 연구대상자의 포함기준은 3개월 이상 요통을 경험하고, 0에서 10점까지의 범위를 가지는 통증 측정도구에서 5점 이상의 중등도 이상의 통증을 경험하는 자로, 본 연구의 목적과 방법을 이해하고 연구참여에 동의한 자이다. 제외기준은 인지기능이 저하되어 연구의 목적과 질문 내용을 이해하지 못하는 자이다. 본 연구에서 필요한 표본의 크기는 경로 분석에서 최소권장기준인 포함된 예측변수 당 10명의 대상자를 충족하고 이상적으로 200명 이상의 표본 크기를 권장하는 근거[18]에 기반하여 자료수집을 진행하였다. 총 230명이 연구참여에 동의하여 설문조사를 시행하였으며, 이중 극단 값에 일률적으로 표기하였거나 미응답 문항이 포함된 13명을 제외한 217명의 자료를 최종 분석하였다.
본 연구에서 사용된 연구도구는 대상자의 제 특성, 기본심리욕구(자율성, 유능성, 관계성), 건강증진행위(신체활동, 요통자가관리), 정서상태(우울, 건강 관련 삶의 질) 및 수면의 질이었고, 사용된 모든 도구는 원 도구 개발자와 번역자로부터 E-mail을 통해 도구 사용 허락을 받은 후 사용하였다.
대상자의 제 특성에는 연령, 성별, 교육수준, 배우자 동거 유무, 체질량지수, 흡연 · 음주유무, 요통기간, 자가치료적용유무, 통증, 기능장애, 지각된 건강상태, 영양결핍위험이 포함되었으며 통증, 기능장애정도, 지각된 건강상태, 영양결핍위험정도에 대한 측정도구에 대한 설명은 다음과 같다.
통증은 시각상사 척도(Visual Analogue Scale, VAS)를 사용하여, 피험자의 주관적으로 경험하는 요통정도를 시각적으로 자각하는 정도로 평가하였다. 10 cm 길이의 선에 환자가 경험하는 통증의 정도를 시각적인 형태로 표현하도록 하였으며 평소 자신이 느끼는 허리통증 정도를 ‘통증 없음’에서 ‘참을 수 없는 통증’을 나타내는 연속선상에 표기하도록 하였다.
기능장애는 요통의 기능적 평가를 위해 Fairbank 등[19]이 개발하고 Kim 등[20]이 번역한 기능장애(Oswestry Disability Index, ODI)도구를 이용하여 측정하였다. 이 도구는 9개의 항목으로 구성되며, 현재의 통증정도와 목욕하기, 옷 입기 등의 자기관리, 들어올리기, 걷기, 앉아 있기, 서 있기, 잠자기, 사회생활, 여행 이동 등의 일상생활 동작에 대한 기능장애정도를 0~5점의 6점 Likert 척도에 나타내도록 한다. 점수가 높을수록 요통으로 인한 기능장애가 심함을 의미한다. 본 연구에서는 20점 이하, 21~30점, 31점 이상으로 구분하였고, 도구의 신뢰도는 Kim 등[20]의 연구에서 Cronbach's α는 .84였고 본 연구에서의 Cronbach's α는 .91이었다.
지각된 건강상태는 Speake 등[21]이 개발한 Perceived health state 질문지를 Kim과 Yom [22]이 번역한 도구로 측정한 점수로, ‘자신의 건강이 어떻다고 생각하십니까?’, ‘동년배의 다른 노인과 비교 시 자신의 건강이 어떻다고 생각하십니까?’, ‘1년 전과 비교했을 때 현재 자신의 건강상태가 어떻다고 생각하십니까?’ 의 3개의 질문을 통해 자신의 건강 상태에 대한 지각 정도를 조사하였다. 본 도구는 5점 척도로 ‘매우 나쁘다’ 1점에서 ‘매우 좋다’ 5점까지의 반응의 범위를 가지며, 3개의 질문에 대한 반응을 합하여 총점을 구하였다. 총점의 범위는 3점에서 15점이며 점수가 높을수록 지각된 건강상태가 양호함을 의미한다. 본 연구에서는 3문항에서 3점을 반응한 9점을 ‘보통수준’의 건강상태로 분류하고 3~8점을 ‘나쁨’, 10~14점을 ‘좋음’으로 분류하였다. 본 도구는 개발 당시 Cronbach's α는 .85였고, 본 연구에서의 Cronbach's α는 .77이었다.
영양결핍위험은 재가노인의 영양건강상태를 스크리닝하기 위한 도구로 ‘Determine Your Nutritional Health’ Checklist를 이용하여 측정하였다. 본 도구는 문항이 간단하여 노인들의 영양건강상태를 진단하는데 유용하며[23], 총 11문항으로 구성되며 각 문항에 ‘예’라고 응답한 경우 가중치를 달리하여 계산하며 가능한 점수범위는 0점에서 21점이다. 0~2점은 저위험군, 3~5점은 중등위험군, 6점 이상은 고위험군으로 분류된다. 개발 당시 Posner 등[23]이 보고한 타당성 평가에서 민감도 36.2%, 특이도 84.9%, 양성예측도 37.9%였다. 우리나라에서 농촌 지역 65세 이상 노인들을 대상으로 여름과 겨울 두 차례에 걸쳐 영양결핍위험 조사와 함께 영양점검표를 이용하여 한국 노인들의 영양결핍위험 판정에 적합한지를 알아본 결과, 민감도 49.4%, 특이도 61.9%, 양성예측도 62.1%로 스크리닝에 적합한 것으로 나타났다[24]. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach's α는 .71이었다.
기본심리욕구(Basic Psychological Need Scale)는 Self-Determination Theory (https://selfdeterminationtheory.org/basic-
신체활동은 국제신체활동량 설문지(International Physical Activity Questionnaire, IPAQ)의 한국어 버전을 사용하여 측정하였다[27]. 주당 횟수×활동시간(minutes)×운동 강도(Metabolic Equivalent of Task, MET)를 구한 후 이를 모두 더하여 주당 신체활동량을 계산한다. 범주형 점수의 구분은 ‘비활동’(inactive), ‘최소한 활동’(minimally active), ‘건강증진 신체활동’(Health Enhancing Physical Activity, HEPA)으로 나누며 세부기준은 다음과 같다. ‘비활동’은 신체활동의 가장 낮은 단계로 ‘최소한 활동’보다 낮은 수준의 신체활동을 하는 경우로 불충분한 활동으로 간주한다. ‘최소한 활동’은 주 3일 이상, 하루 20분 이상 격렬한 신체활동을 하거나, 주 5일 이상 하루 30분 이상 중등도 신체활동을 하거나, 주 5일 이상 600 MET-min/week에 해당되는 걷기, 중등도 활동, 격렬한 신체활동을 하는 경우이다. ‘건강증진 신체활동’은 주 3일 이상 1,500 MET-min/week의 격렬한 신체활동을 하거나, 주 7일 이상 3,000 MET-min/week의 걷기, 중등도 활동, 격렬한 신체활동을 하는 경우이다.
요통 자가관리는 만성요통 환자가 요통경감 및 요통재발 방지를 위해 할 수 있는 자세, 행위, 운동 및 체중조절의 수행정도로 Jung [28]이 군병원 요통 환자를 대상으로 개발한 척도를 사용하였다. 16개 문항 4점 Likert 척도로 ‘거의 하지 않는다’ 1점에서 ‘항상 한다’ 4점의 반응범위를 가지며 점수의 범위는 최저 16점에서 최고 64점까지이고, 점수가 높을수록 요통 자가관리를 잘 하고 있음을 의미한다. 개발당시 Cronbach's α는 .88이었고[28], 본 연구에서의 Cronbach's α는 .92였다.
우울은 Sheikh와 Yesavage [29]의 단축형 노인우울 도구(15문항)를 Kee [30]가 한국어로 번역한 한국판 노인우울척도(Geriatric Depression Scale Short Form-Korean, GDSSF-K)를 사용하였다. 이 도구는 15개 문항 15점 만점 척도로 점수가 높을수록 우울의 정도가 심한 것을 의미하며 5점 이상은 우울 상태로 판단한다[30]. 도구 개발 당시 신뢰도는 Cronbach's α는 .88이었고[29], 반분신뢰도 r=.85, 검사-재검사 신뢰도는 r=.93이었다[30]. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach's α는 .90이었다.
건강 관련 삶의 질은 Euro Quality of life-5 Dimensions(EQ-5D-5L)의 한국어판을 허가를 받아 사용하였다(http://www.euroqol.org/eq-
수면의 질은 Buysse 등[32]에 의해 개발된 최근 한 달 동안의 수면의 질과 수면장애를 평가하는 자가 보고식 설문도구(Pittsburgh Sleep Quality Index, PSQI)를 Cho 등[33]이 번역한 도구를 사용하였다. PSQI는 주관적으로 평가한 수면의 질(sleep quality), 수면 지연시간(sleep latency), 수면 지속시간(sleep duration), 수면효율(habitual sleep efficiency), 수면장애(sleep disturbance), 수면 약물 사용(use of sleeping medication), 주간 기능장애(daytime dysfunction)의 7가지 세부영역 총 19개의 문항으로 이루어져 있다. 가능한 총점의 점수범위는 0점에서 21점이며, 점수가 높을수록 수면장애가 심함을 의미한다. PSQI 총점을 기준으로 숙면 정도를 나타낼 수 있으며 5점 미만은 숙면인(good sleeper), 5점 이상은 비숙면인(poor sleeper)으로 구분한다[32]. PSQI의 진단 민감도는 89.6%, 특이도는 86.5%였고, 도구 개발 당시 Cronbach's α는 .83이었으며[32], Cho 등[33]의 연구에서 Cronbach's α는 .77이었다. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach's α는 .84였다.
본 연구의 자료수집은 2020년 8월 6일부터 9월 30일까지 2개월 간 수행되었으며 연구대상자 모집을 위해 B광역시와 Y시 소재 자료수집을 허락한 노인대학 2곳, 노인복지관 3곳 등 5곳의 노인기관을 방문하여 연구목적을 설명하고, 자발적인 참여의사를 밝힌 대상자 중 포함기준을 만족하는 대상자는 서면 동의서를 작성한 후 자료수집에 참여하였다. 설문지 가독이 어려워 도움을 요청한 대상자에게는 연구자와 연구보조자가 직접 설문지를 읽어주어 설문작성을 돕고, 설문작성은 30분 정도 소요되었고, 설문을 완료한 대상자에게는 소정의 기념품을 제공하였다. 자료수집 시 마스크 착용유무 확인과 손 소독을 철저히하는 등 코로나19 방역수칙을 준수하였다.
본 연구는 P대학교 생명윤리위원회의 승인(PNU IRB/2020-90-HR)을 받은 후 진행하였고, 대상자에게 연구의 목적 및 방법을 설명한 후, 자발적으로 연구참여 동의서를 작성한 대상자를 포함하였다. 대상자에게는 설문 진행에 앞서, 대상자의 정보는 일련의 번호체계로 정리하여 익명성을 보장하고, 주 연구자만 접근 가능한 잠금장치가 있는 캐비넷에 자료를 보관하여 보안을 유지하고, 일정기간이 지난 후 폐기처분함을 알렸다. 응답한 정보는 연구의 목적 이외에는 사용하지 않으며, 연구에 참여하기를 원하지 않을 때는 언제든지 참여를 거절할 수 있음과 연구 진행과정 동안 알게 된 피험자에 대한 내용이나 사적인 상황은 비밀로 유지하며, 연구결과는 개인 식별정보 없이 출판됨을 알렸다.
수집된 자료는 SPSS/WIN 22.0과 AMOS 22.0 프로그램을 이용하여 분석하고, 모든 통계적 유의수준은 .05에서 양측검정하였다.
다중회귀분석에 앞서 종속변수의 독립성 검정으로 자기상관이 없는지 검정하기 위해 Durbin-Watson 검정을 실시하였다. 분석 결과 Durbin-Watson값은 1.64로 0에서 4의 값으로 2에 가까워 독립성 가정을 충족하는 것으로 판단하였다. 정규성 검정을 위해 왜도와 첨도를 확인하였고 왜도는 0.45~2.14의 범위였으며, 첨도는 0.15~4.37이었다. 그 외 히스토그램, Q-Q plot, 정규확률을 확인하여 심각한 정규성 위반이 없음을 확인하였다. 수면의 질과 각 변수간의 다중공선성 여부를 확인한 결과 공차한계는 .32~.95로 .10 이상이었으며, 분산팽창지수(Variance Inflation Factor, VIF)는 1.07~2.73으로 10 이하의 값으로 나타나 변수들 간 다중공선성은 없었다[34].
• 대상자의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태, 수면의 질 정도는 빈도와 백분율, 평균과 표준편차, 대상자의 특성에 따른 수면의 질 차이는 independent t-test, ANOVA with Scheffé́ post-hoc test로 분석하였다.
• 대상자의 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태와 수면의 질의 상관관계는 Pearson's correlation coefficient를 이용하여 분석하였다.
• 대상자의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태가 수면의 질에 미치는 상대적 관련성은 위계적 회귀분석으로 분석하였다.
• 요통을 경험하는 노인의 수면의 질 관련변수들 간의 직 ‧ 간접 효과는 경로분석으로 분석하였다. 모형의 적합도 검정은 χ2 통계량, 표준화된 χ2 (normed χ2, χ2/df), 적합지수(Goodness of Fit Index, GFI), 표준화 잔차 평균 자승 이중근(Standardized Root Mean Square Residual, SRMR), 근사오차평균자승의 이중근(Root Mean Square Error Approximation, RMSEA), 표준화적합지수(Normed Fit Index, NFI), 비교적합지수(Comparative Fit Index, CFI), Turker-Lewis 지수(Turker-Lewis Index, TLI), 조정적합지수(Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI)를 이용하였고, 연구모형의 총 효과와 간접효과의 통계적 유의성을 검정하기 위해서 bootstrapping을 이용하였다. 모형에서 경로의 유의성을 확인하기 위해 변수 간 표준화 직접효과, 간접효과, 총 효과를 분석하였다.
대상자의 제 특성과 특성에 따른 수면의 질 정도는 Table 1과 같다. 대상자의 연령은 평균 70.31±5.39세였고, 성별은 남자 104명(47.9%), 여자 113명(52.1%)이었다. 교육정도는 고등학교 졸업이 77명(35.5%)으로 가장 많았고, 배우자와 동거하는 노인이 162명(74.7%)이었다. 평균 체질량지수는 23.75±2.76kg/m2이었으며, 흡연자는 40명(18.4%), 음주자는 78명(35.9%)이었다. 대상자의 요통기간은 평균 6.69±6.46년으로, 5년 미만이 106명(48.8%)으로 가장 많았다. 대상자 중 160명(73.7%)이 허리통증에 대한 자가 처치를 하고 있었으며, 평균 통증 점수는 6.40±1.09점이었으며, 기능장애는 평균 19.78±7.00점, 지각된 건강상태는 평균 8.45±1.78점, 영양결핍위험은 평균 1.94±3.23점, 0~2점인 저위험군이 148명(68.2%)으로 가장 많았다. 대상자의 신체활동량은 평균 996.06±954.63 MET-min /week이었으며, 최소한의 활동이 121명(55.8%)으로 가장 많았다. 정서상태 중 우울정도는 대상자의 51.6%가 5점 이상으로 우울한 것으로 나타났다. 수면의 질은 대상자 중 186명(85.7%)이 비숙면(5점 이상) 상태로 수면의 질이 낮았다.
Table 1
Characteristics of the Participants and Sleep Quality (N=217)
대상자의 특성에 따른 수면의 질 정도를 살펴보면, 연령은 80세 이상에서 수면의 질 점수가 가장 높아, 다른 연령층 보다 수면의 질이 좋지 않은 것으로 나타났다(F=7.25, p<.001). 여자가 남자보다 수면의 질이 낮았고(t=−4.10, p<.001), 요통 유병기간은 5년~10년인 경우가 5년 미만이나 10년 초과인 그룹에 비해 수면의 질이 상대적으로 좋았다(F=4.64, p=.011). 통증(t=−3.66, p=.001)이 심한 경우 수면의 질이 감소하였으며, 기능장애가 클수록 수면의 질은 감소하였다(F=32.22, p<.001). 지각된 건강상태는 나쁘다고 느끼는 경우 수면의 질이 낮았으며(F=15.06, p<.001), 영양결핍위험이 중등도 이상인 경우 수면의 질이 낮았고(F=14.81, p<.001), 우울할수록 수면의 질이 낮았다(F=41.82, p<.001).
관측변인들의 관계를 알아보기 위하여 피어슨의 상관계수를 구한 결과는 Table 2와 같다. 건강 관련 삶의 질(r=−.52, p<.001), 우울(r=.51, p<.001), 유능성(r=−.32, p<.001), 자율성(r=−.16, p=.021), 요통 자가관리(r=−.14, p=.034)는 수면의 질과 유의한 상관관계를 보여, 우울할수록 수면의 질은 낮았으며, 건강 관련 삶의 질과 유능성, 자율성, 요통 자가관리가 증진될수록 수면의 질은 증가하였다. 반면, 신체활동(r=.01, p=.873)과 관계성(r=−.11, p=.099)은 수면의 질과 상관관계가 없는 것으로 나타났다. 예측변수들 간의 상관계수의 절댓값의 범위가 0.16~0.55로 다중 공선성은 없는 것으로 판단되었다[34].
Table 2
Correlations between the Variables (N=217)
대상자의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태가 수면의 질에 미치는 상대적 영향을 알아보기 위한 위계적 회귀분석을 한 결과는 Table 3과 같다. 대상자의 제 특성 중 성별, 유병기간, 영양결핍위험정도는 더미코딩하여 회귀식에 포함되었으며, 남자이고, 5년에서 10년 미만의 요통 유병기간을 가지고, 영양결핍 고위험군인 경우를 ‘1’로 더미코딩하였다.
Table 3
Factors Influencing Sleep Quality (N=217)
해당 개념의 상대적 기여도에 대한 평가를 위해 위계적 회귀분석을 진행하였고 대상자의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태 순으로 회귀식에 포함하였으며 모형에 대한 변화된 R2, 변화된 회귀식의 유의성, 최종 모형에서의 회귀계수는 Table 3과 같다. 1단계로 대상자의 제 특성이 회귀식에 투입되었고, 제 특성은 수면의 질 변량을 40.0% 설명하는 것으로 나타났고(ΔR2=.40, p<.001), 2단계로 투입한 기본심리욕구(ΔR2=.01, p=.286)과 3단계 건강증진행위(ΔR2=.02, p=.054)는 수면의 질 변량을 통계적으로 유의하게 설명하지 못하였다. 4단계로 투입한 정서상태는 수면의 질 변량을 5.0% 추가 설명하였다(ΔR2=.05, p<.001). 최종모델은 수면의 질을 45.0% 설명하였다(F=13.42, p<.001).
수면의 질에 대한 변수들 간 상대적 영향력을 살펴보면, 우울(β=.30, p<.001), 기능장애(β=.25, p=.006), 성별(β=−.17, p=.002), 요통 유병기간(β=−.16, p=.002), 요통 자가관리(β=−.15, p=.008) 순으로 나타났다. 기능장애와 우울이 증가할수록 수면의 질이 낮았고, 남성이고, 요통 유병기간이 5~10년이고, 요통자가관리를 잘할수록 수면의 질은 높은 것으로 나타났다.
본 연구에서 고려되는 건강 관련 결과는 요통을 경험하는 노인의 수면의 질이며 요통을 경험하는 노인의 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태 등이 대상자의 수면의 질에 미치는 직 · 간접 영향을 파악하고자 하였다. 대상자의 제 특성, 기본 심리욕구, 건강증진행위, 정서상태, 수면의 질 요인들의 정규 분포를 가정할 수 있으므로 최대우도법을 이용하여 연구모형의 적합도를 검정한 결과, 카이제곱값(χ2=64.96, p<.001)은 적합하지 않은 것으로 나타났으나 χ2/df 값은 2.50로 수용할 만한 수준이었다[18]. GFI은 0.96, SRMR 0.05, NFI 0.94, CFI 0.96으로 적합기준을 만족하였으나, RMSEA 0.08, TLI 0.82, AGFI 0.83은 적합기준을 만족하지 못하였다.
최초 모형은 전체 변수를 연결한 완전 모델을 검증한 것으로, 자료의 표본 수 대비 추정 모수의 수가 너무 많고 전반적인 적합도에서 기준치를 만족하지 못하였기 때문에, 모형의 수정을 고려하였다. 간명 모델을 얻기 위해 포화모델에서 수정지수값을 확인하고, 통계적으로 유의하지 않은 경로들을 제거하고, 수면의 질과 유의한 경로가 남아있지 않는 개념을 모델에서 제외하고, 모형의 적합도를 향상하는 방향으로 모델을 수정하였다[18]. 첫 번째 수정단계로 수정지수 값을 확인한 결과 수정지수에서는 모형을 수정할 요소가 나타나지 않았다. 다음 단계로 경로계수의 p값을 기준으로 통계적으로 유의하지 않은 경로를 순차적으로 삭제하였고 수면의 질과 관련 계수가 남아 있지 않는 개념을 모형에서 제외하고 모형의 적합도가 향상되도록 수정모형을 구축하였다. 유의하지 않은 경로계수로 통증에서 건강 관련 삶의 질로 가는 경로, 영양결핍위험에서 우울로 가는 경로, 연령에서 수면의 질로 가는 경로, 신체활동에서 우울과 건강 관련 삶의 질로 가는 경로, 지각된 건강상태에서 수면의 질로 가는 경로, 성별에서 기본심리욕구로 가는 경로, 요통 유병기간에서 요통 자가관리로 가는 경로, 통증에서 요통 자가관리로 가는 경로, 신체활동에서 수면의 질로 가는 경로가 제거되었고, 이 과정에서 신체활동 변수가 제거되었으며 적합도 문제로 연령이 제거되었다. 다시 유의성을 향상시키기 위해 건강 관련 삶의 질에서 수면의 질로 가는 경로, 요통 유병기간에서 기본심리욕구로 가는 경로, 통증에서 기본심리욕구로 가는 경로, 기능장애에서 기본심리욕구와 건강 관련 삶의 질로 가는 경로, 기본심리욕구에서 수면의 질로 가는 경로가 제거되었으며 이 과정에 건강 관련 삶의 질과 통증 변수가 제거되었다. 계속해서 영양결핍위험에서 수면의 질로 가는 경로, 성별에서 요통 자가 관리로 가는 경로, 성별에서 우울로 가는 경로, 요통 자가관리에서 우울로 가는 경로, 영양결핍위험에서 요통 자가관리로 가는 경로, 요통 유병기간에서 우울로 가는 경로가 순차적으로 제거되어 모형 적합도와 유의성이 향상되었다. 수정된 모형의 적합도 검증을 위하여 적합도 지수를 살펴본 결과 카이제곱값(χ2=53.64, p=.004)과 χ2/df 값(1.85)은 최초 모형보다 감소하였고 GFI 0.96, SRMR 0.05, RMSEA 0.06, NFI 0.91, CFI 0.95, TLI 0.91, AGFI 0.90으로 나타났다. 수정모형이 최초 모형에 비해 적합지수가 전반적으로 향상되었고 적합기준을 만족하였으므로 최종모형으로 선택하였다. 수정된 모형은 Figure 1-B와 같다.
본 연구의 최종모형에서 변수 간 직 · 간접효과 및 총 효과에 대한 표준화 계수는 Table 4와 같다. 지각된 건강상태(β=.25, p=.002)와 영양결핍위험(β=−.20, p=.041)은 기본심리욕구에 직접효과가 있었고, 요통 자가관리에 대해서는 기본심리욕구(β=−.17, p=.040)가 직접효과가 있었고, 지각된 건강상태(β=−.04, p=.022), 영양결핍위험(β=.03, p=.039)은 간접효과가 있었다. 정서상태 중 우울에 대해 지각된 건강상태는 직접효과(β=−.42, p=.001), 간접효과(β=−.10, p=.001), 총효과(β=−.52, p=.002)가 있었고, 기본심리욕구는 직접효과(β=−.38, p=.001), 영양결핍위험은 간접효과(β=.08, p=.034)가 있었다.
Table 4
Standardized Estimated Effects of the Final Model (N=217)
수면의 질에 대해 우울(β=.45, p=.001), 성별(β=−.22, p=.001), 요통 유병기간(β=−.20, p=.001), 기능장애(β=.19, p=.005), 요통 자가관리(β=−.15, p=.009)는 직접효과가 있었으며, 지각된 건강상태(β=−.21, p=.001), 기본심리욕구(β=−.15, p=.001), 영양결핍위험(β=.03, p=.028)은 간접효과가 있었다. 직 · 간접효과를 포함한 수면의 질에 미치는 총 효과는 우울(β=.45, p=.001), 성별(β=−.22, p=.001), 기능장애(β=.21, p=.003), 지각된 건강상태(β=−.21, p=.001), 요통 유병기간(β=−.20, p=.001), 요통 자가관리(β=−.15, p=.009), 기본심리욕구(β=−.15, p=.001), 영양결핍위험(β=.03, p=.028) 순이었다.
본 연구는 요통을 경험하는 노인의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태, 수면의 질정도를 분석하고, 관련요인 간 상대적 연관성을 확인하고, 요인들 간 경로 모델을 구축하여 각 요인이 수면의 질에 미치는 직 · 간접 효과를 규명하고자 수행한 서술적 조사연구이다. 본 연구대상자의 평균연령은 70.31±5.39세이었고 성별은 52.1%가 여자로 남자와 비슷한 분포를 보였다. 체질량지수는 평균 23.75±2.76 kg/m2이었고 60.4%가 과체중 이상으로 나타나 과체중이 요통을 악화 시킬 수 있는 요인[2]임을 고려할 때 과체중에 대한 관리가 필요함을 알 수 있었다. 본 연구에 참여한 연구대상자의 흡연율은 18.4%, 음주율은 35.9%로 나타나 우리나라 노인의 평균 흡연율 10.2%, 평균 음주율 10.6%보다 높은 수준이었다[35]. 음주와 흡연이 건강에 미치는 잠재적 부정적 영향을 고려할 때 보건소 금연 클리닉, 지역사회 건강 시설, 건강전문가에 의한 건강교육 등을 통한 금연과 절주 유도가 필요한 것으로 보인다. 본 연구에 포함된 대상자의 수면의 질은 8.27±3.39점이었고 숙면군은 14.3%로 대부분은 비숙면군에 포함되었으며 이는 Klyne 등[6]의 연구에서 요통을 경험하는 노인 중 57.8%가 비숙면군에 포함된다고 보고한 비율보다 매우 높다. 본 연구에 포함된 대상자들은 중증도 이상의 요통을 경험하는 대상자들로 수면 문제가 매우 심각함을 알 수 있다.
수면의 질 관련 요인의 상대적 중요도에 대한 위계적 회귀분석 결과, 대상자의 제 특성(R2=.40, p<.001)과 정서상태(R2=.05, p<.001)가 수면의 질 변량을 유의하게 예측하였으며, 예측변수 중 우울(β=.30, p<.001)이 가장 큰 관련성을 보였고, 기능장애(β=.25, p=.006), 성별(β=−.17, p=.002), 요통 유병기간(β=−.16, p=.002), 요통 자가관리(β=−.15, p=.008) 순으로 높은 관련성을 나타내었다. 반면, 경로분석에서도 우울(β=.45, p=.001)이 수면의 질에 가장 큰 영향력을 보였으며, 성별(β=−.22, p=.001), 요통 유병기간(β=−.20, p=.001), 기능장애(β=.19, p=.005), 요통 자가관리(β=−.15, p=.009) 순으로 수면의 질에 직접적인 효과가 있었고, 지각된 건강상태(β=−.21, p=.001), 기본심리욕구(β=−.15, p=.001), 영양결핍위험(β=.03, p=.028)은 간접효과가 있었다.
본 연구에서 대상자의 51.6%가 5점 이상의 우울 점수를 나타내어 중등도 이상의 우울을 경험하는 것으로 나타났으며, 우울은 회귀분석과 경로분석에서 수면의 질과 높은 관련성을 나타내는 변수이었다. Whibley 등[36]의 연구에서 우울은 통증과 수면장애 사이에서 매개 변수로 작용하여, 간접 경로를 통해 수면의 질 변량을 38.0% 설명하는 것으로 나타났다. Kim 등[37]의 연구에서 71.1%가 요통으로 인한 우울을 경험하는 것으로 나타났고, Choi 등[38]의 연구에서 요통이 없는 사람에 비해 요통이 있는 사람들이 우울증 위험은 2.1배, 자살 생각은 4.7배 높아 요통과 정신건강은 높은 관련성이 있음을 알 수 있다. 양질의 수면은 정신건강을 유지하기 위한 주요한 요소이고 수면 부족은 우울을 동반하고 우울은 수면장애를 일으키는 원인으로 역할을 하므로[1], 우울 감소와 수면의 질 향상을 동시에 고려한 중재의 적용이 필요한 것으로 보인다. Chang과 Park[11]의 연구에서 이압요법으로 우울은 감소하고(p<.001), 수면의 질은 증가하였다(p<.001). Kim과 Kim [39]의 연구에서 노인의 신체활동이 우울(r=−.23, p=.027)과 수면의 질 저하(r=−.25, p=.015)와 유의한 음의 상관관계를 나타내었다. 그러므로 요통을 경험하는 노인의 우울과 수면의 질 향상을 위해 이압요법과 신체활동 증진 등을 고려해 볼 수 있을 것이다.
여성의 경우 수면장애를 더 겪고 있는 것으로 나타났는데 Amiri와 Behnezhad [7]의 연구결과에서 수면장애는 여성에서 승산 비가 1.51 (p<.001)로 여성이 남성보다 수면장애 발생가능성이 더 높은 것으로 나타나 상대적으로 취약한 여성노인에 대한 관리가 필요하다. Nazir 등[5]의 연구에 의하면, 만성요통을 경험하는 노인의 76.4%가 기능장애를 경험하며 70.9%는 역치 이하의 불면증을 나타내었으며, 수면장애와 기능장애 사이에는 중간 정도의 양의 상관관계(p<.050)가 있었다. Jesus-Moraleida 등[2]의 연구에서도 숙면인에 비해 비숙면인에서 기능장애(B=1.98, p<.001)정도가 더 심한 것으로 나타났으며, 신체장애는 자립 생활에 필요한 활동을 수행하는 것을 어렵게하고 자립심을 잃게 하며 수면에도 영향을 미친다[1]. 만성요통을 경험하는 환자의 기능장애를 최소화하기 위한 전략으로 Akodu와 Akindutire [9]는 8주 동안의 복식호흡과 상하지 운동으로 구성된 안정화 운동을 적용한 결과 수면의 질이 유의하게 향상하였고(p<.001) 기능장애 정도가 유의하게 감소하였다(p=.001). 신체활동은 수면의 질을 향상하는 경향이 있으며 신체활동의 강도에 따른 수면의 질을 3년간 추적한 연구결과[10]에서 12주간 적용된 가벼운 운동, 고강도 트레이닝, 근전도 트레이닝 모두가 수면시간, 수면효율, 수면 중 각성시간, 수면상태를 향상하였다. 따라서 요통을 경험하는 노인의 수면의 질과 기능장애를 관리하기 위해 노인에게 맞는 신체활동을 장려할 필요가 있다.
본 연구에서 요통 유병기간이 5년 이하일 때의 수면의 질 점수는 8.61±3.53점이었고, 5~10년 7.24±3.04점, 10년 이상은 8.96±3.27점으로 5년 이하에서 수면의 질이 낮았다가 5년에서 10년 사이에는 수면의 질이 증가하고, 이후 다시 10년 이상에서 수면의 질이 가장 낮아져 요통 유병기간에 따라 수면의 질 점수가 차이가 있었다. Kim [40]의 연구에서 70.50±5.76세 노인 환자의 통증정도가 심할수록(r=.33, p<.001), 통증기간이 길수록(r=.23, p=.006) 수면장애가 심한 것으로 나타나 요통유병기간이 10년 이상인 대상자의 수면의 질에 대한 주기적인 평가와 수면의 질 향상을 위한 중재가 필요하다. 본 연구결과에서 흥미로운 점은 요통 유병기간이 5년 이하인 대상자들의 낮은 수면의 질이다. 아직 5년 이하의 요통경험이 있는 대상자의 수면의 질에 대한 연구는 많지 않아 단정할 수 없으나 추후 5년 이하의 요통경험이 있는 대상자들의 수면의 질을 평가하는 연구가 필요하며 이들을 위한 중재개발이 필요한 것으로 생각된다.
요통 자가관리는 본 연구의 회귀분석과 경로분석에서 수면의 질에 직접 효과가 있는 것으로 나타났다. 이는 Zhu 등[41]의 연구에서 당뇨병 자가관리가 주관적 수면장애(β=−.26)와 부적 관련성이 있는 것으로 나타난 것과 유사한 맥락이며 노인이 스스로 할 수 있는 자가관리방법 개발과 교육을 통해 노인의 자가관리를 증진하는 것은 요통을 경험하는 노인의 수면의 질을 향상하는 전략이 될 수 있음을 나타낸다. 반면, 회귀분석에서 예측요인으로 나타나지 않은 변수인 지각된 건강상태(β=−.21, p=.001), 기본심리욕구(β=−.15, p=.001), 영양결핍위험(β=.03, p=.028)은 경로분석에서 간접효과를 보였다. 간접효과는 다른 변수에 의해 매개되어 두 변수들 간의 효과가 나타난 것을 의미하고[18], 직접효과 만을 파악하는 경우에 간과될 수 있으며, 이들 개념들의 간접효과에 유념할 필요가 있다.
기본심리욕구와 수면의 질 간의 관련성을 살펴보면, 자율성(r=−.16, p=.021)과 유능성(r=−.32, p<.001)이 높을수록 수면의 질이 낮았다. 이는 신장이식 환자들의 자가 간호행위 모형구축 연구에서 자율성과 유능성이 유의한 정적 상관관계(r=.25, p<.001)를 나타낸 것과 유사하다[42]. 자기 결정성 이론 관점에서 기본심리욕구와 건강증진행위, 건강결과와의 관계를 분석한 메타 분석에서 자율성의 증가가 건강행위를 증진하는 것으로 나타났다[12]. 이는 기본심리욕구는 대상자 특성에 따라 건강행위와 유의한 관련성을 나타내는 하부개념이 다를 수 있음을 시사하며 본 연구에서는 기본심리욕구를 하나의 잠재변수로 다루었으며 기본심리욕구는 수면의 질에 간접효과(β=−.15, p=.001)가 있었고, 다중회귀분석에서는 직접효과가 없는 것으로 나타났다. 기본심리욕구는 자가간호(β=−.17, p=.040)와 우울(β=−.38, p=.001)에 직접효과가 있었고, 지각된 건강상태(β=.25, p=.002)와 영양결핍위험(β=−.20, p=.041)이 기본심리욕구에 직접적 관련성이 있었다. 기본심리욕구가 자가간호이행과 우울에 직접적 관련성이 있는 것은 기존의 연구결과[13, 14]와 유사한 맥락이며 각 하부개념에 따라 건강행위이행에 영향을 미치는 정도는 차이날 수 있으므로 추후 연구에서는 각 하부개념과 건강행위와 우울 등과의 관련성을 탐색하여 효과적 강화전략개발이 필요한 것으로 보인다. 기본심리욕구와 수면장애 간의 직접적 관련성은 본 연구에서 관찰되지 않았으며 이는 Howell과 Sweeny [15]의 연구결과와 상이하다. Howell과 Sweeny의 연구에서는 기본심리욕구가 수면장애를 예측하는 요인으로 나타났으며(p<.050) 연구에 포함된 대상자의 평균연령이 24세에서 44세까지 성인대상인 점에서 본 연구에 포함된 대상자와는 다른 개념 간의 관계적 역동이 가능할 수 있다. 추후 다양한 노인을 대상으로 기본심리욕구와 수면의 질간의 관계조사를 통해 대상자 특성에 따른 기본심리욕구의 역할에 대한 연구가 필요하다.
본 연구대상자는 42.4%가 본인의 건강상태가 나쁘다고 지각하고 있었고, Kim과 Lee [8]의 연구에서 수면부족군은 본인의 건강을 부정적으로 지각하는 경향이 높았으며(p<.001), 본 연구에서는 지각된 건강상태가 수면의 질에 미치는 직접효과는 관찰되지 않았고 간접효과(β=−.21, p=.001)만 관찰되었다. 본 연구대상자의 31.8%가 영양결핍위험이 있는 것으로 나타났으며 영양결핍위험은 수면의 질에 간접효과(β=.03, p=.028)가 있는 것으로 나타났다. 국민건강영양조사(2013~2015년)의 자료를 활용하여 수면시간에 따른 식생활을 분석한 결과 수면시간에 따라 아침 결식률의 차이가 있었으며(p=.001), 수면과다군은 수면부족군과 적정수면군에 비해 비타민 A (p=.009), 비타민 B2 (p=.024), 니아신(p=.009), 칼슘(p=.002), 인(p<.01), 칼륨(p=.001), 철(p<.001)의 섭취량이 유의하게 낮은 것으로 나타나[43] 수면시간과 영양상태가 관련이 있음을 알 수 있다. 그러나 이 연구는 일반 성인들을 대상으로 한 연구로, 노인의 수면의 질과 영양상태와의 관련성에 대한 연구는 드물다. 2017년도 노인실태조사에서 참여노인의 39.3%가 영양관리 주의가 요구되는 수준으로 나타난 점을 고려할 때[35] 노인의 영양상태에 대한 관심과 주기적 스크리닝이 필요한 것으로 보이며 영양결핍과 수면의 질과의 관련성에 대한 추가 연구를 통해 개념간의 관련성에 대한 이해증진이 요구된다.
본 연구에서 연령은 수면의 질을 예측하지 않은 것으로 나타나 경로분석에서 제외되었으나 Desjardins 등[44]의 수면 관련 요인에 대한 다변량 분석 결과에서 평균연령이 73.7±6.1세인 노인 2,468명에서 80.0% 미만의 수면효율성과 가장 밀접한 관련성이 있는 요인은 통증(Adjusted Odds Ratio [AOR]=2.01)과 여성(AOR=1.32), 연령(AOR=1.23) 순으로 나타나 일반 노인과 요통을 경험하는 노인의 연령과 수면의 질과의 관련성 차이에 대한 추후 연구가 필요하다. 본 연구에서도 80세 이상 노인의 수면의 질은 10.61±3.76점으로 가장 낮은 수면의 질을 나타내었고 70세 미만의 대상자가 가장 높은 수면의 질(7.44±2.99점)을 나타내어 요통을 경험하는 노인의 나이와 수면의 질 관계에 대한 추후 검증과 요통을 경험하는 고령 노인에 대한 각별한 관심이 요구된다.
본 연구에서 신체활동과 건강 관련 삶의 질은 수면의 질과 유의한 관련성이 없는 것으로 나타나 경로분석에서 제외되었다. 본 연구에 포함된 대상자의 신체활동량은 40.6%가 비활동이었고 55.8%가 최소한의 활동을 하였고, 건강을 증진할 수 있는 수준의 신체활동을 하는 대상자는 3.7%에 불과하여 중등도 이상의 요통을 경험하는 노인의 신체활동 증진을 위한 적극적 전략이 필요한 것으로 보인다. 2017년 노인실태조사에서 현재 운동실천 노인 중 권장수준(1주일에 150분 이상)에 미치는 운동을 하는 경우는 48.2%에 불과하며, 19.9%는 권장수준 미달의 운동을 하는 것으로 나타났다[35]. 본 연구의 대상자는 65세 이상의 고령층이고, 10점 중 5점 이상의 요통을 경험하고 있어 움직임이 자유롭지 못하고 걷기가 불편하여 신체활동이 저조한 것으로 여겨지며 본 연구대상자의 저조한 신체활동량은 수면의 질을 예측하는데 한계가 있었을 것으로 짐작된다. 건강한 노년을 보내기 위하여 적절한 신체활동이 필요하나 본 연구에 포함된 요통을 경험하는 노인들은 통증으로 인해 적절한 운동을 하고 있지 못하는 것으로 보인다. 일반 성인을 대상으로 신체활동과 요통과의 관련성을 분석한 메타분석 결과에 의하면, 신체활동은 요통감소에 뛰어난 효과가 있었으며[45], 노인의 규칙적인 신체활동은 우울정도(r=−.23, p=.027)를 낮추고 수면의 질(r=−.25, p=.015)을 유의하게 향상시키는 것으로 나타났다[39]. 선행연구에서 신체활동은 요통정도와 수면의 질에 중요한 관련요인으로 나타났으나[39, 45] 본 연구에서 신체활동은 수면의 질과 관련이 없는 것으로 나타나 이들 개념 간의 관련성에 대한 추후 연구가 필요하다.
Afolalu 등[3]의 메타분석 연구에서 비숙면군이 숙면군보다 건강 관련 삶의 질이 유의하게 낮은(Standard Mean Difference[SMD]=−0.47, 95% Confidence Interval [CI]=−0.61~−0.33)것으로 나타나 건강 관련 삶의 질과 수면의 질과의 유의한 관련성이 보고되었다. 본 연구에서 수면의 질과 건강 관련 삶의 질은 유의한 음의 상관관계로(r=−.52 p<.001) 건강 관련 삶의 질이 높을수록 수면의 질은 높은 것으로 나타났으나 회귀분석과 경로분석에서 건강 관련 삶의 질은 수면의 질을 유의하게 예측하지 않아 최종 경로모형에서 제외되었다. Afolalu 등[3]의 연구에 포함된 대상자의 연령이 18세 이상을 대상으로하여 30세에서 80세까지 다양하고, 특정 질병에 대한 포함 기준이나 제외기준 없이 삶의 질과 수면의 질을 보고한 종단적 연구에 대한 분석으로 본 연구결과와 차이가 있는 것으로 여겨진다. 본 연구대상자의 지각된 건강상태는 1점에서 15점 범위에서 평균 8.45±1.78점으로 중간 이상으로 나타났다. 본 연구대상자가 중등도 이상의 요통과 수면장애를 경험하지만, 일반적인 노화과정으로 받아들이고 젊은 층보다 더 잘 견디는 경향이 있음을 나타낸다[46]. 대상자가 노인이며 중등도 이상의 요통을 경험하는 노인임을 고려하여 추후 이들 개념 간의 관련성에 대한 지속적 반복연구를 통해 개념 간의 관계에 대한 경험적 근거의 축적이 필요한 것으로 생각된다.
의료서비스의 발달과 생활습관의 변화로 평균수명이 늘어남에 따라 만성질환의 유병율과 만성질환자의 생존율은 증가하고 있다. 이에 따라 만성질환 관리는 환자의 건강 관련 삶의 질과 밀접하게 관련되어 있다. 기대수명과 함께 건강수명에 대한 관심이 높아지고, 노인의 건강관리에 대한 필요도가 증가하고 있으며 요통은 노년의 삶의 질을 위협하는 만성질환으로 총체적인 관리가 필요하다. 또한 통증은 수면의 질에 영향을 미치고, 만성통증 환자는 수면장애를 경험하며[2], 수면의 질 관련 요인을 파악하여 수면의 질을 개선하기 위한 노력이 요구된다. 그러므로 본 연구에서 높은 수준의 총 효과를 보인 개념과 직접효과 뿐 아니라 간접효과를 보인 변수들도 고려한 수면의 질 증진을 도모하는 포괄적인 중재안을 마련할 필요가 있다.
본 연구는 수면의 질 예측요인을 횡단적 조사를 통해 파악한 것으로 수면의 질과 인과관계를 보이는 변수를 확인하는 데는 한계가 있다. 노인의 수면의 질에는 여러 요인이 복합적으로 작용함에도 불구하고 본 연구설계에서 신체적, 만성적 질환 요인을 고려하지 않은 제한점이 있다. 그럼에도 불구하고 중증도 이상의 요통을 경험하는 노인을 대상으로 대상자의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태, 수면의 질 정도를 파악하고 각 개념들이 수면의 질에 미치는 직 · 간접 효과를 검증하여 개념들 간의 다양한 관계성을 탐색하였다는 측면에서 연구의 의의가 있다. 또한, 기본심리욕구 정도와 건강증진행위, 정서상태, 수면의 질 관계를 파악한 접근은 신체에만 국한된 간호가 아닌 총체적인 전인간호의 중요성을 강조하며 요통을 경험하는 노인 환자의 수면의 질을 높이기 위한 간호중재 개발에 기초자료가 될 것이라 여겨진다.
본 연구는 요통을 경험하는 노인의 제 특성, 기본심리욕구, 건강증진행위, 정서상태, 수면의 질을 분석하고, 수면의 질 관련 요인들의 상대적 관련성을 파악하고, 요인 간 경로 모델을 구축하여 각 요인이 수면의 질에 미치는 직 · 간접 효과를 규명하여 요통을 경험하는 노인을 위한 효과적인 간호중재를 개발하는 지침을 제공하고자 시행된 조사연구이다. 본 연구에서 요통을 경험하는 노인의 수면의 질을 예측하기 위해 위계적 회귀분석과 경로분석을 시행하였다. 수면의 질을 유의하게 예측하는 요인은 기능장애, 우울, 성별, 요통 유병기간, 요통 자가관리이었다. 따라서 여성노인이면서, 요통 유병기간이 5년 미만이거나 10년 이상인 대상자에 대한 각별한 관심이 요구되고, 기능상태, 우울정도, 요통 자가관리정도가 수면의 질을 향상하기 위한 중요한 요소임을 알 수 있었다. 위계적 회귀분석에서 유의한 관련성을 보이지 않은 기본심리욕구, 지각된 건강상태, 영양결핍위험이 경로분석에서는 수면의 질을 예측하는 데 간접효과가 있는 것으로 나타났으므로 요통을 경험하는 노인들을 위한 간호 제공 시 이들 변수들을 함께 고려할 필요가 있다. 본 연구에서는 신체활동과 건강 관련 삶의 질은 수면의 질을 유의하게 예측하지 않은 것으로 나타나 경로분석에서 제외되었지만, 신체활동이 기능장애 개선, 우울감소, 수면의 질 증진에 효과적인 것으로 나타난 기존의 연구결과를 고려할 때 개념 간의 관계에 대한 추가 검토가 필요하다.
수면의 질 증진 전략으로 성별의 차이와 유병기간을 고려한 기능장애 개선, 우울 감소, 요통에 대한 자가관리 수준 향상, 영양상태 증진을 도모할 수 있는 프로그램의 개발과 적용은 요통을 경험하는 노인의 수면의 질을 향상하는 유용한 간호중재가 될 것으로 기대된다. 본 연구는 요통을 경험하는 노인에게 수면의 질 관련요인 간 직 · 간접 효과를 확인하였다는 점에서 의의가 있으며 추후 종단적 연구를 통해 수면의 질과 수면의 질 관련 요인의 시간적 흐름에 따른 변화를 확인하는 것은 요통을 경험하는 노인의 수면의 질에 대한 이해를 증진할 것으로 생각된다. 본 연구에 포함된 대상자는 신체활동 수준이 매우 낮아 신체활동의 변량 부족으로 요인 간의 관계를 설명하는 데는 한계가 있었던 것으로 생각되며 추후 신체활동이 활발한 노인을 포함하는 연구를 통해 요통과 신체활동, 수면의 질 간의 관련성에 대한 근거를 축적할 것을 제언한다.
CONFLICTS OF INTEREST:The authors declared no conflict of interest.
AUTHORSHIP:
Study conception and design acquisition - LM, LH, and HS.
Data collection - LM and BS-H.
Analysis and interpretation of the data - LM and LH.
Drafting and critical revision of the manuscript - LM, LH, HS and BS-H.
This manuscript is a revision of the first author's doctoral dissertation from Pusan National University.