말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안: 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본의 매개효과

Self-Rated Health, Depression and Anxiety in Family Caregivers of Terminal Cancer Patients: The Mediating Effects of Bonding Social Capital and Bridging Social Capital

Abstract

There have been only a limited number of studies on the mediating effects of bonding social capital and bridging social capital on the relationship of self-rated health with anxiety and depression in family caregivers of terminal cancer patients. This study aims to examine the effects of self-rated health on anxiety and depression and to investigate the mediating effects of bonding social capital and bridging social capital on the relationship of self-rated health with anxiety and depression in family caregivers of terminal cancer patients. Through purposive sampling, a total of 260 people were surveyed from Seoul, Bucheon city, Daejeon city, Sejong city and Busan city. The collected data were analyzed by structural equation model. The results are as follows. First, self-rated health showed a positive relationship with anxiety and depression. Second, self-rated health showed a negative relationship with bonding social capital, and the bonding social capital decreased anxiety and depression respectively. Third, self-rated health had a negative relationship with bridging social capital, and the bridging social capital decreased depression only. Fourth, the relationship of self-rated health with anxiety and depression was mediated by bonding social capital. On the other hand, bridging social capital mediated the relationship between self-rated health and anxiety only. These results imply that bonding social capital and bridging social capital are definitely necessary to increase self-rated health and to reduce anxiety and depression in family caregivers of terminal cancer patients. Based on these findings, this study suggested several relevant proposals from social welfare perspective.

keyword
Family Caregivers of Terminal Cancer PatientsSelf-Rated HealthDepressionAnxietyBonding Social CapitalBridging Social Capital

초록

이 연구는 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계에서 이들 가족이 지각하는 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 주관적 건강상태를 높이고 우울과 불안을 낮추는 매개효과를 다룬 연구가 제한적인 것에 주목하여, 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 효과를 알아보고, 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 의해 매개되는지를 조사하였다. 의도적 표집을 통해 서울시, 경기도 부천시, 충남 대전시와 세종시, 경남 부산시 지역에 거주하는 말기 암환자 가족 260명의 설문조사자료를 확보하고 구조방정식모형분석을 이용하여 분석하였다. 분석결과, 첫째, 주관적 건강상태는 우울과 불안에 정적으로 유의미하게 연관되었다. 둘째, 주관적 건강상태는 결속형 사회적 자본에 유의한 부적효과를 보였고, 그러한 결속형 사회적 자본은 우울과 불안을 각각 경감시켰다. 셋째, 주관적 건강상태는 가교형 사회적 자본에 유의한 부적효과를 보였고, 그러한 가교형 사회적 자본은 우울만을 유의미하게 감축시켰다. 넷째, 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계가 결속형 사회적 자본에 의해 각각 매개됨이 확인되었고, 주관적 건강상태와 우울 간의 관계가 가교형 사회적 자본에 의해 매개됨이 확인되었다. 이 결과들은 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 취약해지고, 이들 가족의 우울과 불안이 심화되는 것을 감소시키기 위해 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본의 강화가 절실함을 시사하여, 이를 토대로 하는 사회복지 차원의 함의를 논의하였다.

주요 용어
말기 암환자 가족주관적 건강상태우울불안결속형 사회적 자본가교형 사회적 자본

Ⅰ. 서론

말기 단계에 있는 암환자에게 돌봄을 제공하는 일은 단순히 암환자 가족의 신체적 건강문제 뿐만 아니라 친척이나 친구들, 이웃들과의 사회적 교류가 감소되고, 대인관계가 단절되는 사회적 고립이나 지역사회단체의 참여가 제약되는 사회활동의 축소로 이어져 우울이나 불안과 같은 정신건강 문제를 초래한다(정복례, 박현숙, 2014; 김계숙, 2016; 김계숙, 김진욱, 2019; Leonard, Horsfall, & Noonan, 2010; Shaffer, Kim, & Carver, 2016). 실제로 국내 말기 암환자 가족의 우울증 유병률이 58%(김삼철, 정다운, 손효림, 2009), 암환자 가족의 불안증 유병률이 38.1% 수준이며(Park et al., 2013), 심지어 가족 돌봄 제공자의 우울수준이 암환자의 우울수준 보다 더 높은 것도(Govina, Kotronoulas, Mystakidou, Katsaragakis, Vlachou, & Patiraki, 2015) 그러한 가족 돌봄 제공자들의 정신적 디스트레스가 상당히 높은 수준임을 반영하는 것으로 볼 수 있다. 암환자 가족의 우울과 불안을 높이는 배경으로, 가족 돌봄 제공자가 현재 질병이 있거나 합병증 또는 만성질환이 있을 경우에 더 높은 수준의 우울증과 불안증을 겪고 있음이 보고되었다(김삼철, 정다운, 손효림, 2009; 김계숙, 김진욱, 2019; Park et al., 2013). 이는 암환자 가족 돌봄 제공자의 주관적 건강상태의 취약성이 우울이나 불안을 높이는 스트레스원(정복례, 박현숙, 2014; Haley, LaMonde, Han, Burton, & Schonwetter, 2003)임을 시사하는데, ‘스트레스 과정(Stress Process)’ 분석을 통해 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 정신건강 간의 관계를 밝힌 연구가 아직 제한적인 상황이다.

암환자 가족의 건강상태와 정신건강 문제를 야기하는 배경을 살펴보면, 친척 및 친구들의 방문빈도가 적을수록, 사회적 지지와 사회적 네트워크가 부족할수록 암환자 가족 또는 호스피스 환자 가족의 우울과 신체적 건강문제가 심화되며(최윤숙, 배주희, 김남희, 태영숙, 2016; Haley, LaMonde, Han, Burton, & Schonwetter, 2003; Kim, Shaffer, Carver, & Cannady, 2014), 사회활동의 제약이 많을수록 암환자 가족의 우울증과 신체적 건강상태가 악화된다(Kurtz, Kurtz, Given, & Given, 2004). 이러한 사회적 관계의 상실과 사회활동제약으로 인한 사회적 고립은 말기 암환자 가족들을 지원할 돌봄 지지 네트워크의 근본적 자원인 결속형 사회적 자본(bonding social capital)과 가교형 사회적 자본(bridging social capital)의 축소로 이어지며, 이는 말기 암환자 가족의 건강수준의 불평등문제로 이어져 이들 가족의 건강상태와 우울 및 불안이 악화될 수 있음을 시사한다.1) 따라서 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안의 문제를 개인적인 문제가 아니라 결속적 및 가교적 돌봄 환경2)의 강화를 위해 실천적, 정책적 개입이 요구되는 사회적 문제로 바라볼 필요가 있다.

사회적 자본과 관련된 기존 연구들은 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 개인의 주관적 건강상태(poor self-rated health)나 우울과는 부적으로 연관되어 있음을 확인하였다(Poortinga, 2012; Oh & Park, 2020). 그동안 사회적 자본과 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계를 다룬 기존연구들은 다른 가족들의 사회적 지지가 가족 돌봄 제공자의 건강상태 악화를 감소시키고(Goldstein, Concato, Fried, & Kasl, 2004; Hacialioglu, Ozer, Erdem, & Erci, 2010 재인용), 사회활동제약이 적을수록 암환자 가족의 신체적 건강상태가 높아지는 것을 확인하였다(Kurtz, Kurtz, Given, & Given, 2004). 또한 돌봄을 지원해 줄 수 있는 친척과 친구들로 구성된 사회적 네트워크와 친구들의 사회적 지지가 호스피스 환자 가족의 우울과 불안을 낮추며(Haley, LaMonde, Han, Burton, & Schonwetter, 2003; Wittenberg-Lyles et al., 2014). 사회활동을 하는 경우가 하지 않은 경우에 비해 호스피스 환자 가족의 우울 수준이 낮음을 확인하였다(김삼철, 정다운, 손효림, 2009). 그리고 호스피스 환자 배우자의 주관적 건강상태가 나쁠수록 이들 배우자의 우울이 높아지며, 호스피스 환자 가족의 주관적 건강상태와 이들 가족의 불안과는 부적으로 연관되어 있음이 확인되었다(정복례, 박현숙, 2014; Haley, LaMonde, Han, Burton, & Schonwetter, 2003). 이러한 기존연구들은 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 어떻게 이들 가족의 우울과 불안을 높이는지, ‘사회 정체성을 공유하여 서로를 유사하다고 여기는 네트워크 구성원 간의 신뢰 및 협력관계’를 의미하는 결속형 사회적 자본(Szreter &. Woolcock, 2004)이 어떻게 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태를 높이고 우울과 불안을 낮추는지를 검토할 필요가 있다. 또한 ‘사회적 관계망이나 여타의 사회구조에 속한 구성원 덕택에 행위자가 이익을 확보할 수 있는 능력’으로 정의되는 가교형 사회적 자본(Portes, 1998)이 어떻게 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태를 높이고 우울과 불안을 낮추는지를 면밀하게 탐색할 필요성도 역시 있다.

Weitzner, Haley, Chen(2000)은 노인 암환자 가족을 대상으로 ‘스트레스 과정 모형(Stress Process Model)’을 반영하여 돌봄 경험에 대한 개념 모델을 정립하였다. 구체적으로 암환자 가족의 스트레스원과 가족 돌봄 제공자의 정신건강 간의 관계가 ‘부정적인 사회적 상호작용’, ‘사회적 지지’, ‘환자와의 관계의 질’, ‘사회적 네트워크’, ‘사회활동제약‘에 의해 매개되며, 이러한 매개변인이 가족의 스트레스원과 이들의 정신건강 관련 문제를 낮추는 것에 관한 이론적 가정을 제시하였다. 이러한 ‘스트레스 과정 모형’과 관련된 선행연구들을 살펴보면, 친척 및 친구들의 낮은 방문빈도와 부정적 사회적 상호작용이 호스피스 환자 배우자의 우울을 높이고, 환자 배우자의 주관적 건강상태가 나쁠수록 배우자의 우울이 높아지며, 친척 및 친구들의 사회적 네트워크가 환자 배우자의 우울을 낮춘다고 보고한 연구(Haley, LaMonde, Han, Burton, & Schonwetter, 2003), 가족 돌봄 제공자의 사회활동제약이 적을수록 신체적 건강상태가 좋아지며, 암환자의 우울과 가족의 우울 간의 관계가 사회활동제약에 의해 매개됨을 확인한 연구(Kurtz, Kurtz, Given, & Given, 2004), 말기 암환자 가족의 돌봄 부담과 불안 및 우울 간의 관계가 결속형 사회적 자본에 의해 매개되고, 돌봄 부담과 우울 간의 관계가 가교형 사회적 자본에 의해 매개되는 효과를 밝힌 연구(김계숙, 김진욱, 2019) 등이 있다. 이러한 기존연구들을 통해 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본의 효과성이 확인되고 있다. 하지만 지금까지 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 영향과 이들 간의 관계가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 의해 각각 매개되는 효과에 대한 연구가 제한적이어서 이를 조명하는 연구가 필요하다.

이러한 암환자 가족의 선행연구들을 살펴볼 때, 사회적 네트워크나 사회활동이 암환자 가족의 우울과 불안을 낮추거나, 돌봄 부담이나 수면문제가 암환자 가족의 건강상태를 낮추는 효과성 연구는 활발히 이루어진 반면, 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 우울과 불안을 높이는데 주목한 연구는 제한적이며, 돌봄 스트레스와 정신적 삶의 질 간의 관계가 사회적 지지에 의해 매개됨을 밝히거나(김여진 등, 2017), 스트레스원과 스트레스 호르몬인 건강문제 간의 관계가 사회적 지지에 의해 매개되는 경로(Kim & Knight, 2008)를 살펴보는 데 머무르고 있다. 더욱이 국내 말기 암환자 가족들의 동반질환 비율이 55.7% 수준(이지혜 등, 2016)에 이르고, 이들의 우울과 불안 수준이 일반인 집단보다 높은 수준(정복례, 박현숙, 2014; Song et al., 2011)임에도 불구하고 이들의 우울증과 불안증 감소에 도움이 되는 기초연구가 제한적임을 고려하면, 이들 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계에 대한 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본 각각의 매개효과를 밝히는 연구의 활용도가 클 것으로 사료된다.

이에 본 연구는 ‘스트레스 과정 모형’을 응용하여 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태3)가 우울과 불안에 미치는 직접효과와 이들 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 의해 매개되는 효과가 있는지를 규명하고자 한다. 본 연구의 연구목적을 위해 검토한 연구문제들은 다음과 같다. 첫째, 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 정적효과가 어떠한지, 주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 미치는 부적효과가 어떠한지를 검토하였다. 둘째, 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 우울과 불안에 미치는 부적효과가 어떠한지를 살펴보고, 셋째, 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 의해 각각 어떻게 매개되는지를 살펴보았다. 이 연구는 말기 암환자 가족이 지각하는 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 이들 가족의 주관적 건강상태과 우울 및 불안 간의 관계에서 매개변인으로 작용하여 주관적 건강상태를 높이고 우울과 불안의 감소를 돕는 경로를 탐색한다는 점에서 새로우며, 이에 대한 학문적 이해를 도울 수 있는 기초자료로서 의미가 있다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안

주관적 건강상태는 개인이 주관적으로 인식하는 건강상태를 평가하는 지표로서 국내 호스피스 환자나 말기 암환자를 돌보는 가족들의 건강상태를 측정하는데 있어 지표의 타당성과 유효성이 확인된 바 있다(정복례, 박현숙, 2014; 김애진, 최은정, 2019). 객관적 건강상태가 개인의 생리적, 심리적 질병에 대한 일련의 진단으로 구성되는 반면에 주관적 건강상태는 특정 질병의 결과로 인해 발생하는 일상 활동의 저해, 기능수행의 한계, 삶의 질의 감소 등으로 표현된다(Wegner & Luy, 2009, p.2).

말기 암환자 가족은 오랜 기간에 걸친 항암 치료에도 불구하고 환자의 예후가 부정적일 경우 사랑하는 사람의 예견되는 죽음과 상실로 인해 절망과 공포, 우울, 불안 등의 정신적 디스트레스를 겪는다(김계숙, 2016). 특히 죽음을 앞둔 말기 암환자를 간병하는 상황은 가족보호자에게 심각한 스트레스 사건에 해당하며, 개인의 스트레스 취약성에 따라 우울증의 위험을 증가시킨다(김선영 등, 2014). 실제로 국내 호스피스 환자 가족의 우울증 유병률은 58%(김삼철, 정다운, 손효림, 2009), 국내 암환자 가족의 불안증 유병률이 38.1% 수준에 이른다(Park et al., 2013). 그리고 암환자 가족의 우울증, 범불안장애, 공황장애 등의 정신병리 비율이 25% 수준이며(김승남 등, 2010), 극단적으로는 국내 말기 암환자 가족들의 약 29.6%가 자살 생각을 경험한 것으로 조사되었다(Song et al., 2011). 더욱이 암환자 가족의 우울이 암환자의 우울 수준을 높이고, 암환자 가족의 불안이 이들 가족의 건강상태를 낮추는 것으로 보고되고 있어(Segrin, Badger, & Harrington, 2012; Washington, Oliver, Smith, McCrae, Balchandani, & Demiris, 2018), 가족 돌봄 제공자의 정신건강이 좋지 않으면 환자의 정신건강 뿐만 아니라 가족 돌봄 제공자의 건강상태에도 악영향을 미칠 수 있음을 알 수 있다.

말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울과 불안 간의 관계에 대해 Haley, LaMonde, Han, Burton, Schonwetter (2003)는 호스피스 환자 배우자의 주관적 건강상태가 나쁠수록 이들 배우자의 우울이 높아지며, Rhee 등(2008)은 암환자 가족의 건강상태 수준이 양호한 경우에 비해 취약한 경우가 암환자 가족의 우울이 유의하게 높다고 보고하였다. 반면에 이인정(2018)은 암환자 가족의 양호한 주관적 건강상태가 이들 가족의 우울과 유의한 부적 상관관계가 있음을 밝혔으며, 호스피스 환자 가족이나 암환자 가족의 양호한 주관적 건강상태는 그러한 가족들의 불안과 유의하게 부적으로 연관되어 있음이 확인되었다(정복례, 박현숙, 2014; Washington, Oliver, Smith, McCrae, Balchandani, & Demiris, 2018). 또한 만성질환이 없는 경우에 비해 있는 경우가, 현재 질병이 없는 경우에 비해 있는 경우가, 합병증이 없는 경우에 비해 있는 경우가 말기 암환자 가족 또는 호스피스 환자 가족의 우울과 불안 수준이 유의하게 높은 것으로 확인되었다(김삼철, 정다운, 손효림, 2009; 김계숙, 김진욱, 2019; Park et al., 2013). 이상의 선행연구들을 통해 말기 암환자 가족이 주관적 건강상태를 취약하게 인식하는 것이 스트레스원으로 작용하여 우울과 불안을 높이는 정적효과가 있을 것으로 예측된다.

2. 말기 암환자 가족의 결속형 사회적 자본 및 가교형 사회적 자본과 우울 및 불안

Woolcock(1998, p.153)은 사회적 자본을 ‘한 개인의 연결망에 내재된 정보, 신뢰, 그리고 호혜성의 규범’이라고 정의하였으며, 사회적 자본의 구조적, 인지적 특성4)을 포함하는 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본으로 분류되었다(Putnam, 2000). 결속형 사회적 자본은 ‘사회 정체성을 공유하여 서로를 유사하다고 여기는 네트워크 구성원 간의 신뢰 및 협력관계’를 의미하며(Szreter & Woolcock, 2004, pp.654-655), 구성원들이 동질적이고 사회적 속성이 유사한 집단 내의 유대를 강화하며, 그 집단 내부의 자원에 대한 접근을 원활하게 하는 기능이 있다(Putnam, 2000, p.22). 가교형 사회적 자본은 ‘사회적 행위자가 다른 사회적 행위자의 자원에 접근하기 위하여 조직 내 및 조직 간 연결망을 만들고 동원하는 과정’을 말하며(Knoke, 1999, p.18), 네트워크 간의 연결 능력에 특별히 초점을 두고 있어 사회적 네트워크 간의 접근이나 사회적으로 다른 기회와 자원에의 접근을 가능하게 하는 기능이 있다(Barrett, Hale, & Butler, 2014, p.21).

사회적 자본 모델을 완화 돌봄 분야에 활용하는 것은 말기 환자와 그 가족의 건강과 안녕을 유지할 수 있는 돌봄 네트워크 형성에 도움이 되는 것은 물론, 생애 말기 돌봄을 위한 환경을 구축하는 데 있어 근본적인 기틀이 된다. Lewis, DiGiacomo, Luckett, Davidson, Currow(2013, p.97)는 완화 돌봄을 위한 사회적 자본의 구조적 및 인지적 특성을 네 가지 영역인 ABCD 체계로 구분하였다. 첫째, 개인 수준인 결속형 사회적 자본(A)은 ‘주 돌봄 제공자의 지지를 위해 가족 돌봄 제공자들이 보유하고 있는 가족, 친척, 친구, 이웃들의 네트워크 규모와 네트워크 내 구성원들과의 관계의 질을 확인하고 동원하는 것’을 의미하며, ‘공유하는 가치, 신뢰, 호혜성의 규범수준을 확인하는 영역’을 말한다. 둘째, 지역사회 수준인 가교형 사회적 자본(B)은 ‘주 돌봄 제공자에게 완화 돌봄 서비스나 사회적 프로그램을 연결하는 것’을 의미하며, ‘주 돌봄 제공자와 지역사회 내 네트워크 간의 신뢰 및 호혜성의 규범수준을 확인하는 영역’을 말한다. 셋째, 지역사회 수준인 가교형 사회적 자본(C)은 ‘지역사회의 예술, 문화, 종교 단체 및 조직과의 연계를 통해 참여를 지원하고, 지역사회 네트워크 촉진자(community network facilitator)를 통해 다른 지역사회의 서비스 제공기관과 호혜적 관계를 형성하는 것’을 의미하며, 지역사회 간 네트워크를 위한 신뢰와 상호성의 규범수준을 확인하는 영역’을 포괄한다. 넷째, 국가 및 시민 수준인 연계형 사회적 자본(D)은 ‘주 돌봄 제공자들과 정부 간 지원정책이나 프로그램 개발 및 법제정을 협의하는 영역’을 말하며, ‘사회적 유대와 통합을 지지할 수 있도록 신뢰와 참여를 지원하는 영역’을 포괄한다(Lewis, DiGiacomo, Luckett, Davidson, & Currow, 2013).

사회적 자본과 정신건강 간의 관계에 대한 연구로서 사회적 자본의 구조적 및 인지적 특성이 개인의 정신건강에 유의미한 영향을 미치며(Silva, McKenzie, Harpham, & Huttly, 2005), 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본 수준이 높은 경우가 낮은 경우에 비해 한국 남성 근로자들의 우울 수준이 유의하게 낮다고 밝혔다(Oh & Park, 2020). 사회적 자본과 암환자 가족의 우울과 불안 간의 관계에 대해 친구들의 사회적 지지는 호스피스 환자 가족의 우울과 불안을 유의하게 낮추는 것으로 확인되었다(Wittenberg-Lyles, Kruse, Oliver, Demiris, & Petroski, 2014). 그리고 친척이나 친구들 등의 방문 빈도가 높을수록, 호스피스 환자 가족의 우울 수준이 낮아지며, 사회적으로 활동을 하는 경우가 하지 않은 경우에 비해 이들 가족의 우울 수준이 유의하게 낮다고 밝혔다(김삼철, 정다운, 손효림, 2009). 또한 결속형 사회적 자본이 말기 암환자 가족의 불안의 감소뿐만 아니라 우울의 감소에도 기여하였으며, 가교형 사회적 자본 역시 이들 가족의 우울의 감소를 돕는 것으로 보고되었다(김계숙, 김진욱, 2019). 이는 말기 암환자 가족들을 지원할 지지 네트워크의 근본적인 자원인 친척 및 친구들과의 긴밀한 유대와, 신뢰 및 호혜성의 관계를 형성하고 발전시킬 수 있는 높은 수준의 결속형 사회적 자본과, 지역사회의 조직 및 단체 활동에 참여하고, 상호신뢰 관계를 형성할 수 있도록 더욱 강화된 가교형 사회적 자본이 이들 가족의 우울을 낮출 수 있음을 시사한다. 그리고 경남 및 부산 지역 보건소의 호스피스 요구도 조사에서 정신적 스트레스와 심리적 지지 관련 상담 및 중재에 대한 지원 요구가 상당히 높은 비율로 확인되었으며(강명희 등, 2014), 심리적 지지 서비스를 제공받은 이후 말기 암환자와 그 가족들의 삶의 질 수준이 높았다고 보고되었다(김숙남, 최순옥, 김영재, 이소라, 2010). 이는 암환자 가족에게 지역사회 보건소와 연계한 호스피스 서비스 제공을 통해 가족 돌봄 제공자와 지역사회 네트워크와의 연계를 형성하게 하는 가교형 사회적 자본의 기능이 가족 돌봄 제공자의 우울과 불안을 감축시킬 가능성을 시사한다.

이 연구에서는 결속형, 가교형 및 연계형 사회적 자본 가운데 가족 돌봄 제공자의 우울과 불안 수준을 경감시킬 잠재성이 있는 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 주목하고자 한다. 이는 이 연구가 말기 암환자 가족이 지각하는 개인수준의 사회적 자본에 초점을 두고 검토하고자 한 것과 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 이들 가족 돌봄 제공자의 ‘주관적 건강상태’ 또는 ‘우울과 불안’ 같은 변인과 더 높은 연관성을 보이는데 기인한다(김삼철, 정다운, 손효림, 2009; 김계숙, 김진욱, 2019).

3. 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본, 우울과 불안 간의 관계

건강에 대한 연구에서는 건강과 관련하여 비의학적 결정 요인을 다양한 관점에서 접근하고 있다. 그 중 사회적 자본을 건강에 대한 사회적 결정요인 중의 하나로 인식해왔다(Almedom, 2005; Lantz & Pritchard, 2010). 최근 사회적 자본 관련 연구들은 그러한 사회적 결정요인들 가운데 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 개인의 주관적 건강상태와 부적으로 연관되어 있음을 확인하였다(Poortinga, 2012; Kishimoto, Suzuki, Iwase, Doi, & Takao, 2013).

Weitzner, Haley, Chen(2000, p.271)은 암환자 가족들을 대상으로 ‘스트레스 과정 모형(Stress Process Model)’을 적용하여 이들의 돌봄 경험에 대한 이론적 모델을 제시하였다. 즉 가족 돌봄 제공자의 1차 및 2차 스트레스원5)과 이들의 정신건강 간의 관계가 ‘환자와의 관계의 질’, ‘사회적 네트워크’, ‘부정적인 사회적 상호작용’, ‘사회적 지지’, ‘사회활동제약’에 의해 매개되는 구조를 설명하였다. 그동안 ‘스트레스 과정 모형’을 암환자 가족들에게 적용한 선행연구들을 살펴보면, 주관적 건강상태가 나쁠수록 환자 배우자의 우울이 높아지며, 친척과 친구의 사회적 네트워크가 이들 배우자의 우울을 낮춘다고 보고한 연구(Haley, LaMonde, Han, Burton, & Schonwetter, 2003), 암환자 가족의 사회활동제약이 적을수록 이들의 신체적 건강상태가 높아짐을 밝힌 연구(Kurtz, Kurtz, Given, & Given, 2004), 폐암환자 배우자의 성격과 우울 간의 관계가 사회적 지지와 돌봄 부담에 의해 매개됨을 밝힌 연구(Kim, Duberstein, Sörensen, Larson, 2005), 뇌종양 환자의 문제행동과 돌봄 제공자의 우울 간의 관계가 돌봄 제공자의 지각된 숙련에 의해 매개됨을 밝힌 연구(Sherwood et al., 2007), 호스피스 환자 배우자의 관계의 질이 배우자의 불안과 우울에 미치는 정적 영향이 돌봄 부담에 의해 매개됨을 확인한 연구(Reblin, Donaldson, Ellington, Mooney, Caserta, & Lund, 2015) 등이 있다. 일반적인 경우, 지역사회 네트워크 촉진자를 통해 완화 돌봄 서비스를 제공하고, 가족의 지지 네트워크를 활용하거나, 타 지역사회로부터의 자원을 동원할 수 있도록 지원한 경우가 그렇지 않은 경우에 비해 가족 돌봄 제공자들의 건강상태인 피로감이 감소되었음을 보고한 연구(Greene, Aranda, Tieman, Fazekas, & Currow, 2011)가 있다. 기존연구들을 고찰해볼 때. 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 결속형 사회적 자본 및 가교형 사회적 자본 간의 관계를 밝힌 선행연구는 비록 부족하지만, 본 연구에서는 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계에서 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 매개하는 역할을 규명하는데 주목하고자 한다. 또한 ‘스트레스 과정 모형’을 검증하고, 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 정신건강을 돕는데 매우 중요한 역할을 하는 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본의 효과성을 강조하고자 한다. 앞선 연구 중에서 말기 암환자 가족의 돌봄 부담과 불안 및 우울 간의 관계가 결속형 사회적 자본에 의해 매개되고, 돌봄 부담과 우울 간의 관계가 가교형 사회적 자본에 의해 매개되는 효과가 밝혀진 바 있으나(김계숙, 김진욱, 2019), 본 연구에서는 기존 ‘스트레스 과정 모형’을 통해 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계에서도 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 매개변수로 작용할 수 있는지를 검증하고자 한다.

4. 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태, 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본, 우울과 불안 간의 관계구조 모형

이 연구에서 ‘스트레스 과정 모형’을 응용한 연구모형6)은 [그림 1]과 같이 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태의 취약성에 대한 스트레스가 클수록 우울과 불안이 높아지고, 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본 기제에 의해 매개될 것으로 예상하였다. 이 연구에서 설정한 연구가설은 다음과 같다. 첫째, 주관적 건강상태는 우울과 불안에 각각 정적으로 연관되고, 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에는 각각 부적으로 연관될 것이다. 둘째, 결속형 사회적 자본은 우울과 불안에 각각 부적으로 연관되고, 가교형 사회적 자본은 우울과 불안에 각각 부적으로 연관될 것이다. 셋째, 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 정적 효과는 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 의해 매개되는 효과를 보일 것이다.

[그림 1]에 제시된 바와 같이, 이 연구에서는 주관적 건강상태가 우울과 불안을 높이는 직접효과가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본의 중재에 의해 간접적으로 우울과 불안이 각각 경감될 것이라는 가설의 연구모형과, 주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본의 중재에 의해서만 우울과 불안이 각각 감축될 것이라는 가설의 경쟁모형의 경로분석을 실시하고 적합도가 우수한 구조모형을 선정하였다. 이 연구는 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 영향이 매개변수인 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 의해 주관적 건강상태를 높이고 우울과 불안을 낮추는 경로에 대해 탐색함으로써 학문의 추가적인 통찰을 제공하는 차원에서 의미 있는 시도라고 여겼다. 특히 사회적 관계의 상실과 사회활동제약 등의 사회적 고립이 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안의 악화로 이어지는 것을 예방하기 위한 기초자료를 제시하는데 의미가 있다.

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그림 1.
연구모형(+는 정적관계; -는 부적관계; 점선은 경쟁모형에 추가된 경로들임)
hswr-41-1-212-f001.tif

Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상 및 자료수집

연구대상자7)는 대학병원의 일반병동과 호스피스・완화의료병동에 입원해 있거나, 병원 외래에서 통원치료를 받거나, 가정형 호스피스 돌봄 서비스를 이용하는 말기 암환자 가족들을 대상으로 의도적 표집을 실시하였다. 자료 수집은 2017년 7월초부터 2018년 2월말까지 서울시, 부천시, 대전시, 부산시 지역에 소재하고 있는 한 개씩의 대학병원과 충남 세종시 소재의 일개 요양기관, 암환자 가족들의 자조모임을 통해 이루어졌으며, 설문조사를 실시하기 전에 서강대학교의 생명윤리심의위원회와 서울시와 부천시에 소재한 두개 대학병원의 임상연구심사위원회의 연구승인8)을 받아 연구의 윤리성을 획득하였다. 자료수집 과정은 암환자 가족 자조단체와 일개 요양원, 네 개 대학병원의 간호부와 의료진, 의료사회사업부의 연구협조를 승인받고 조사 참여자에게 연구목적, 연구절차, 개인정보보호 관련사항, 연구의 익명성 보장, 연구 참여에 대한 자율적인 권리 등을 설명하였다. 연구 참여를 수락한 조사 참여자들로 부터 대학병원이나 서강대학교의 생명윤리심의의위원회에서 승인한 서면 동의서에 동의를 취득한 이후 설문조사를 실시하였다. 총 285부를 회수하였으며, 검토과정에서 응답이 부실하거나 조사내용의 일부가 누락된 25사례를 제외한 총 260부가 자료 분석에 투입되었다.

2. 측정

가. 우울과 불안

우울과 불안의 측정을 위해 Zigmond와 Snaith(1983)가 개발하고 오세만, 민경준, 박두병(1999)이 한국어로 표준화하기 위해 신뢰도와 타당도를 검증한 병원 불안-우울 척도(Hospital Anxiety and Depression: HAD)가 이용되었다. 총 14개 문항인 이 척도는 우울 증상의 7개 문항, 불안 증상의 7개 문항으로 구성되어 있으며, 응답자들이 각 문항이 묘사하는 우울과 불안에 대한 증상들을 얼마나 자주 경험했는지를 생각해보고, 자신의 심리 상태를 잘 나타내는 문항을 평가하게 되어 있다. 우울(HAD-D) 관련 총 7개 문항은 4점 척도(0=나는 항상 그렇다, 3=전혀 아니다)로 구성되어 점수가 높을수록 우울감 수준이 높음을 의미한다. 불안(HAD-A) 총 7개 문항은 4점 척도(0=전혀 아니다, 3=매우 자주 그렇다)로 구성되었고 점수가 높을수록 불안감 수준이 높음을 의미한다. 이 연구에서 확인된 우울 척도의 신뢰도 계수는 .846 이었으며, 불안 척도의 신뢰도 계수는 .923 이었다.

나. 주관적 건강상태

주관적 건강상태9)는 응답자가 주관적으로 인식하는 건강상태를 묻는 단일 문항의 형태로 구성되었으며, 주관적 건강상태에 대한 평가는 5점 리커트 척도(1=매우 좋다, 5=매우 나쁘다)가 이용되어 점수가 높을수록 주관적 건강상태가 매우 나쁜 수준임을 의미한다.

다. 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본

결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본을 측정하기 위한 척도는 Chen, Stanton, Gong, Fang, Li(2009)가 건강과 행동조사를 위해 개발한 Personal Social Capital Scale(PSCS)10)이 이용되었다. 결속형 사회적 자본의 측정을 위해 총 5개 문항11)이 이용되었다. 구체적으로 가족, 친척, 이웃, 친구, 직장동료, 고향친구 및 동창생의 6개 집단을 생각할 때 첫째, 그들 중 응답자의 가족은 얼마나 많이 있다고 생각합니까?, 둘째, 그들 중 응답자가 정기적으로 연락하는 친척들이 얼마나 많이 있다고 생각합니까? 셋째, 그들 중 신뢰할 수 있는 응답자의 친구들이 얼마나 많이 있다고 생각합니까?, 넷째, 도움을 요청했을 경우, 도움을 제공할 것이라고 확신하는 응답자의 이웃이 얼마나 많이 있다고 생각합니까?, 다섯째, 가족, 친척, 친구, 이웃, 고향친구 및 동창생 등을 생각해볼 때, 이들 가운데 광범위한 인맥을 보유한 사람들이 얼마나 많이 있다고 생각합니까?(1=전혀 없다, 5=모두)로 점수가 높을수록 결속형 사회적 자본 수준이 높음을 뜻한다. 결속형 사회적 자본 척도의 신뢰도 계수는 .648 이었다.

가교형 사회적 자본의 측정을 위해 총 5개 문항12)이 이용되었다. 첫째, 응답자가 현재 거주하고 있는 지역사회에 문화, 여가 및 취미활동 단체 및 조직이 얼마나 많습니까?, 둘째, 현재 거주하고 있는 지역사회에서 응답자가 참여해서 활동하는 정부, 정치, 경제, 사회 단체 및 조직이 얼마나 많습니까?, 셋째, 응답자의 권리나 이해관계를 대변해 줄 수 있는 문화, 여가 및 취미활동 단체 및 조직이 얼마나 많습니까?, 넷째, 응답자의 요청에 따라 응답자에게 도움을 줄 수 있는 문화, 여가 및 취미활동 단체 및 조직이 얼마나 많습니까?, 다섯째, 정부, 정치, 경제, 사회 단체 및 조직과 문화, 여가 및 취미활동 단체 및 조직들 가운데 건실한 재정 기반을 가진 단체 및 조직들이 얼마나 많습니까?(1=전혀 없다, 5=모두)로 점수가 높을수록 가교형 사회적 자본이 높은 수준임을 뜻한다. 가교형 사회적 자본의 신뢰도 계수는 .837 이었다.

라. 통제변수

본 연구의 통제변수로 연구 참여자의 성별과 월 가구소득13)을 사용하였다. 성별은 1=여성, 0=남성으로, 월 가구소득14)은 1=200만 원 미만, 0=200만 원 이상으로 조작한 더미변수가 투입되었다.

3. 분석방법

본 연구의 분석절차는 다음과 같다. 첫째, 연구참여자의 인구사회학적 특성, 연구변인들의 기술통계 및 상관관계 분석을 위해 SPSS 19.0을 이용하였고, 경로모형 검증에는 AMOS 18.0 통계프로그램을 활용하였다. 그리고 본 연구의 260개 표본크기가 구조방정식모델링(SEM)에서 충분한 사례인지를 파악하기 위해 검정력 분석을 실시하였다. 둘째, 주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본 경로를 통해 각각 우울과 불안에 미치는 구조적 관계를 파악하기 위해 구조방정식모형분석을 실시하였다. 그리고 본 연구의 구조모형에서 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본, 우울과 불안을 모두 잠재변수(latent variable)로 활용하였으며, 연구모형과 경쟁모형의 비교에는 카이자승(X2) 값의 차이 검증과 적합도 지수를 비교 검토하였다. 셋째, 연구모형의 적합도 검정은 카이자승(X2) 값이 표본크기에 영향을 받는 점을 고려하여, 카이자승(X2) 값을 자유도로 나눈 수치(CMIN/df)가 적합성 평가기준 3이하를 나타내는지가 검토하였고(Kline, 1998), 적합도 평가에 적절한 지수로 여기는 비교부합치(CFI), 비표준부합치(TLI)와 개략화오차(RMSEA)값을 검토하였다(홍세희, 2000). 본 연구에서는 TLI, CFI는 .90 이상, RMSEA 값이 .05 미만일 때 좋은 모형으로 간주하는 해석기준(김주환, 김민규, 홍세희, 2012)과 RMSEA 값이 .06 이하면 좋은 적합도로 간주하는 해석도 함께 고려하였다(Hu & Bentler, 1999). 넷째, 주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본을 경유하여 각각 우울과 불안 변수들에 미치는 직・간접효과와 총효과를 알 수 있도록 효과분해를 실시하였고, 붓스트레핑(bootstrapping) 분석을 통해 매개효과, 즉 간접효과의 통계적 유의성을 검증하였다(배병렬, 2015).

Ⅳ. 연구결과

1. 연구참여자의 인구사회학적 특성

조사에 참여한 말기 암환자 가족 및 환자의 인구사회학적 특성은 <표 1>에서 확인할 수 있다. 말기 암환자 가족 260명 중 ‘여성’이 198명(76.2%), ‘남성’이 62명(23.8%)으로 남성에 비해 여성의 비율이 약 3배 이상의 높은 특징을 보였다. 이는 가족 중에서 배우자나 딸 또는 며느리가 환자에게 돌봄을 제공하는 역할을 담당하는 경우가 많아 여성의 비율이 높은 것으로 여겨진다. 연령은 ‘50세 미만’이 170명(65.4%)으로 가장 높은 비율을 나타냈고, 최종학력은 ‘대졸이상’이 149명(57.3%)으로 높은 비율을 차지했다. 월 가구소득은 ‘400만원 이상 600만원 미만’이 70명(26.9%), ‘600만원 이상’이 68명(26.2%)으로 다수의 응답자(53%)가 이 두 범주에 속했으나, ‘200만원 미만’의 응답자도 48명(18.5%)을 차지했다. 환자와의 관계에서 ‘아들과 딸’이 125명(48.1%), ‘배우자’가 98명(37.7%) 이었다. 응답자의 99명(38.1%)이 만성질환을 갖고 있으며, 주관적 건강상태에 대해서 64명(20.4%)의 응답자가 조금 나쁘거나 매우 나쁘다고 인식했는데, 이는 13.6%의 응답자가 건강상태가 나쁜 것으로 조사된 것(이지혜 등, 2016)보다 높은 비율을 보였다. 돌봄 기간은 응답자의 113명(43.5%)이 12개월 미만, 응답자의 90명(34.6%)이 24개월 이상 환자에게 돌봄을 제공한 것으로 조사되었다. 그리고 응답자의 141명(54.2%)이 종교 활동에 참여하고 있는 것으로 나타났다.

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표 1.
말기 암환자 가족 및 환자의 인구사회학적 특성
변수 구분 빈도(명) 비율(%)
암환자 가족 성별 남자 62 23.8
여자 198 76.2

연령 50세 미만 170 65.4
50~65세 미만 75 28.8
65세 이상 15 5.8

최종학력 초등학교 졸업 이하 4 1.5
중학교 졸업 8 3.1
고등학교 졸업 59 22.7
전문대학교 졸업 40 15.4
대학교 졸업 이상 149 57.3

월가구 소득 0~200만원 48 18.5
200~400만원 미만 74 28.5
400~600만원 미만 70 26.9
600만원 이상 68 26.2

만성질환 여부 있다 99 38.1
없다 161 61.9
암환자의 질병관련 특성 환자연령 50세 미만 53 20.4
50~65세 미만 93 35.8
65세 이상 114 43.8

환자 진단명 위암 50 19.2
폐암 27 10.4
간암 12 4.6
대장암 54 20.8
췌장암 28 10.8
유방암 18 6.9
담도암 10 3.8
자궁암 6 2.3
난소암 8 3.1
기타 암 47 18.1
260 100.0
환자와의 관계 배우자 98 37.7
아들/딸 125 48.1
부모 3 1.2
며느리/사위 16 6.2
형제/자매 12 4.6
기타 6 2.3
주관적 건강상태 매우 좋다 7 2.7
좋다 57 21.9
보통이다 132 50.8
조금 나쁘다 52 15.8
매우 나쁘다 12 4.6
돌봄기간 12개월 미만 113 43.5
12~24개월 미만 57 21.9
24개월 이상 90 34.6
종교활동 참여여부 있다 141 54.2
없다 119 45.8
환자성별 남자 136 52.3
여자 124 47.7
환자동반 질환 여부 있다 123 47.3
없다 137 52.7
환자의 일상생활 수행정도(ECOG PS) 정상 활동 수행 가능 57 21.9
약간 증상이 있으나 거의 완전히 거동이 가능 47 18.1
낮 시간 동안 50% 미만 누워 지내는 상태 62 23.8
낮 시간 동안 50% 이상 누워 지내는 상태 45 17.3
완전히 누워 지내는 상태 49 18.8
현재 환자의 치료유형 가정호스피스 서비스를 받는 경우 21 8.1
호스피스완화의료 병동 59 22.7
일반병동(요양원, 요양병원 포함) 60 23.1
집(외래 통원치료 받는 경우) 112 43.1
기타 8 3.1
260 100.0

말기 암환자 260명 가운데 ‘남성’이 136명(52.3%), ‘여성’이 124명(47.7%)이었으며, 연령은 65세 이상이 114명(43.8%)으로 가장 높은 비율을 보였다. 암환자의 질병 특성은 대장암이 54명(20.8%)으로 가장 높았고, 위암이 50명(19.2%), 췌장암이 28명(10.8%) 등의 순이었으며, 환자의 123명(47.3%)이 동반질환이 있는 것으로 나타났다. 일상생활수행정도(ECOG PS)는 환자의 166명(63.8%)이 거동이 가능하거나 50% 미만 누워 지내는 경우이고, 환자의 94명(36.1%)이 낮 시간 동안에 50% 이상을 누워 지내거나, 완전히 누워 지내는 경우로 이들의 약 36% 정도가 일상생활수행기능이 매우 낮은 중증환자인 것으로 파악되었다. 현재 환자의 치료유형은 환자의 112명(43.1%)이 병원 외래로 통원치료 받는 경우이고, 환자의 60명(23.1%)이 일반병동에서, 환자의 59명(22.7%)이 호스피스・완화의료병동에서, 환자의 21명(8.1%)이 가정형 호스피스 서비스를 받는 것으로 나타나 말기 암환자 260명 중 80명(30.8%)이 호스피스・완화의료 서비스를 받는 것으로 조사되었다.

2. 연구변인들의 기술통계 및 상관관계 분석결과

연구변인들의 기술통계 분석결과인 평균과 표준편차, 왜도와 첨도는 <표 2>에 제시되어 있다. 주관적 건강상태의 평균은 5점 만점에 3.02 수준을 보였다. 결속형 사회적 자본은 1.81~2.95의 평균값을 나타냈으며, 가교형 사회적 자본은 1.55~2.74의 평균값을 보여 가교형 사회적 자본이 결속형 사회적 자본에 비해 조금 낮은 수준을 나타냈다. 우울의 평균은 3점 만점에 0.99~2.07, 불안의 평균은 3점 만점에 0.95~1.85로 우울이 불안에 비해 비교적 높은 수준을 보였다.

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표 2.
연구변인들의 기술통계 분석결과 (n=260)
변수 최소값 최대값 평균 표준편차 왜도(S.E.) 첨도(S.E.)
주관적 건강상태 주관적 건강상태 1 5 3.02 .845 0.157(.151) 0.149(.301)
결속형사회적자본 결속형1 1 5 2.95 1.028 -0.101(.151) -0.180(.301)
결속형2 1 5 2.42 .970 0.654(.151) 0.081(.301)
결속형3 1 5 2.90 1.066 0.112(.151) -0.780(.301)
결속형4 1 5 2.09 1.024 0.617(.151) -0.476(.301)
결속형5 1 5 1.81 .771 0.797(.151) 0.693(.301)
가교형사회적자본 가교형1 1 5 2.74 1.076 -0.053(.151) -0.489(.301)
가교형2 1 5 1.55 .830 1.483(.151) 1.864(.301)
가교형3 1 5 1.95 1.014 0.884(.151) -0.037(.301)
가교형4 1 5 1.89 .988 0.968(.151) 0.120(.301)
가교형5 1 5 1.85 .946 1.001(.151) 0.471(.301)
우울 우울1 0 3 2.07 .974 -0.577(.151) -0.912(.301)
우울2 0 3 .99 .753 0.565(.151) 0.275(.301)
우울3 0 3 1.95 .767 -0.277(.151) -0.428(.301)
우울4 0 3 1.55 .762 0.449(.151) -0.460(.301)
우울5 0 3 1.45 .918 -0.059(.151) -0.834(.301)
우울6 0 3 1.49 .877 0.110(.151) -0.680(.301)
우울7 0 3 1.28 .826 0.308(.151) -0.365(.301)
불안 불안1 0 3 1.54 .862 0.342(.151) -0.714(.301)
불안2 0 3 1.85 .906 -0.241(.151) -0.875(.301)
불안3 0 3 1.64 .878 0.214(.151) -0.904(.301)
불안4 0 3 1.76 .804 0.098(.151) -0.830(.301)
불안5 0 3 1.43 .954 0.265(.151) -0.85(.301)
불안6 0 3 .95 .848 0.593(.151) -0.296(.301)
불안7 0 3 1.23 .893 0.405(.151) -0.514(.301)

본 연구의 조사자료가 구조방정식연구모형분석에서 전제하는 정규성 분포의 기본 가정을 충족시키는지를 검토하기 위해 측정변수들 간의 다중공선성문제를 검토하였으나, 분산팽창지수(VIF) 값이 0.9~1, 공차한계(Tolerance) 값이 1.0 이상이어서 우려할만한 결과는 보이지 않았다. 그리고 측정변수들의 왜도(skewness) 범위는 –0.577~1.483, 첨도(kurtosis) 범위는 –0.912~1.864로서 대부분의 절대값이 모두 2.0을 넘지 않아 정규분포조건을 충족시켰다(김주환, 김민규, 홍세희, 2012). 응답의 평균값을 이용하여 주관적 건강상태, 결속형 사회적 자본, 가교형 사회적 자본, 우울, 불안의 연구변인들 간의 상관관계를 분석한 결과는 <표 3>에 제시되어 있다.

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표 3.
연구변인들의 상관관계 분석결과
변수 1 2 3 4 5
1. 주관적 건강상태 1
2. 결속형 사회적 자본 -.209** 1
3. 가교형 사회적 자본 -.152* .268** 1
4. 우울 .416** -.298** -.273** 1
5. 불안 .386** -.281** -.159* .779** 1

* p < .05 ** p < .01 *** p < .001

연구변인들 간의 관계 방향은 예측대로 나타났다. 주관적 건강상태와 결속형 사회적 자본(r=-.209, p<.01)과 가교형 사회적 자본(r=-.152, p<.05)과는 유의한 부적 상관을 보였다. 즉 주관적으로 인식하는 건강상태가 나쁠수록 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 낮게 나타났다. 주관적 건강상태와 우울(r=.416, p<.01)과 불안(r=.386, p<.01)과는 서로 정적으로 높은 상관을 보였다. 즉 응답자가 주관적 건강상태를 나쁘게 인식할수록 우울감과 불안감이 높게 나타났다. 또한 결속형 사회적 자본이 우울(r=-.298, p<.01) 및 불안(r=-.281, p<.01)과 유의한 부적 상관을 보였으며, 가교형 사회적 자본과 우울(r=-.273, p<.01) 및 불안(r=-.159, p<.05)과도 유의하게 부적으로 연관되었다. 이는 주관적 건강상태가 우울과 불안을 높이는 직접효과가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본을 경유하여 간접적으로 우울과 불안의 감소에 기여할 것이라는 연구가설의 방향과 일관되었다.

3. 주관적 건강상태, 결속형 사회적 자본 및 가교형 사회적 자본, 우울 및 불안 간의 관계 구조

가. 구조모형 적합도 검정결과

구조방정식모델링에서 표본크기가 모델검증에 영향을 미치므로 검정력 분석(power analysis)이 필요하다. 본 연구에서는 260개의 표본크기에 대한 모델검증을 확인하기 위해 검정력 분석을 실시하였다. 분석결과, 검정력 수준이 0.999를 보여 일반적인 연구의 검정력을 평가하는 기준인 0.8 이상(배병렬, 2014)이 충족되었다. 구조방정식모형분석을 활용하여 이론변수인 주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본을 통하여 우울과 불안에 미치는 경로로 구성된 연구변인들 간의 관계구조모형15)에 대한 적합도 검정결과는 다음 <표 4>에 있다. 이 분석에는 여성과 저소득(월 가구소득 200만원 미만)이 주관적 건강상태와 우울과 불안에 영향을 미칠 수 있음을 고려하여 이들을 통제변수로 포함시켜 외생변수로서 주관적 건강상태와 우울 및 불안에 미치는 각각의 직접효과를 통제하였다.16) <표 4>를 보면 알 수 있듯이 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 정적효과가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 의해 각각 부분매개되는 연구모형의 적합도가 완전매개되는 경쟁모형보다 우수한 차이(ΔTLI=.007, ΔCFI=.008, ΔRMSEA=.002)를 나타냈다. 연구모형의 카이자승(X2)은 536.378(df=311, p<.001)이며 카이자승(X2)의 값(CMIN)을 자유도(df)로 나눈 값이 1.725로 적합성 기준인 3 이하(Kline, 1998)가 충족되었다. 그리고 비표준부합치(TLI) 값은 .919, 비교부합치(CFI) 값은 .929로 적합도가 좋다고 해석되는 기준인 .90 이상(김주환, 김민규, 홍세희, 2012)을 웃돌았으며, 개략화오차(RMSEA) 값은 .053으로 좋은 적합도 기준으로 해석되는 .06 이하(Hu & Bentler, 1999)를 나타내 본 연구모형의 적합도가 양호하다는 것이 확인되었다. 카이자승(X2) 차이검증 결과는 경쟁모형(완전매개모형)과 연구모형(부분매개모형) 간의 유의한 차이(ΔX2=25.16, Δdf=2, p< .001)를 나타내 연구모형이 경쟁모형 보다 자료에 부합하다는 것이 확인되었다.

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표 4.
구조모형의 적합도 검정결과
모형검증 x2 df(p) RMSEA TLI CFI CMIN/df
연구모형-부분매개 536.378 311(p<.001) .053 .919 .929 1.725
경쟁모형-완전매개 561.539 313(p<.001) .055 .912 .921 1.794

연구모형에 대한 경로분석은 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 직접효과에 대한 경로분석과 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본을 경유하는 간접효과에 대한 경로분석으로 이루어졌다. 본 연구모형에 대한 경로분석 결과는 [그림 2]와 <표 5>에 있다. [그림 2]에서 직접경로와 간접경로를 나타내는 화살표의 위 또는 아래에 제시된 경로계수는 표준화회귀계수이고, 통제변수로 포함된 연구 참여자의 성별(여성)과 저소득이 각각 주관적 건강상태와 우울 및 불안에 직접적으로 미치는 효과의 제시는 연구모형의 경로와 표준화회귀계수가 보다 더 명확하게 확인될 수 있도록 생략되었다.

[그림 2]와 <표 5>에 제시되었듯이 예측대로 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 직접효과는 우울(β=.304, p<.001)과 불안(β=.284, p<.001)에 정적으로 유의하게 연관되었다. 즉 주관적으로 인식하는 건강상태가 나쁠수록 우울과 불안의 수준이 높은 것으로 나타났다. 주관적 건강상태는 예측대로 결속형 사회적 자본에 유의한 부적효과를 보였고(β=-.233, p<.01), 이어서 결속형 사회적 자본은 우울(β=-.243, p<.05)과 불안(β=-.240, p<.05)에 유의한 부적효과를 보여, 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 정적효과가 결속형 사회적 자본에 의해 우울과 불안이 각각 감축되는 것이 확인되었다. 또한 주관적 건강상태는 예측대로 가교형 사회적 자본에 유의한 부적효과를 나타냈고(β=-.153, p<.05), 이어서 가교형 사회적 자본은 우울에 유의한 부적효과를 보여(β=-.142, p<.05), 주관적 건강상태가 우울에 미치는 정적효과가 가교형 사회적 자본에 의해 우울이 감소되는 것이 확인되었다. 가교형 사회적 자본이 불안(β=-.012, p<1.0)에 미치는 부적효과는 통계적으로 유의미하지 않았다.

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그림 2.
주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본을 통한 간접경로와 직접경로로 우울과 불안에 기여하는 부분매개 연구모형에 대한 경로분석 결과
hswr-41-1-212-f002.tif

주: 각 경로에 제시된 수치는 표준화회귀계수 * p<.05 ** p< .01 *** p< .001

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표 5.
주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본을 통한 간접경로와 직접경로로 우울과 불안에 기여하는 연구모형의 경로계수
경로 B(β) S.E. C.R.
주관적 건강상태 우울 .157(.304)*** 0.036 4.425
주관적 건강상태 불안 .211(.284)*** 0.048 4.420
주관적 건강상태 결속형 사회적 자본 -.088(-.233)** 0.034 -2.597
주관적 건강상태 가교형 사회적 자본 -.119(-.153)* 0.051 -2.337
결속형 사회적 자본 우울 -.331(-.243)* 0.134 -2.465
결속형 사회적 자본 불안 -.470(-.240)* 0.190 -2.479
가교형 사회적 자본 우울 -.095(-.142)* 0.046 -2.038
가교형 사회적 자본 불안 -.012(-.012) 0.065 -0.177

주: 표에 제시된 경로계수 B는 비표준화회귀계수, β는 표준화회귀계수임* p<.05 ** p< .01 *** p< .001

연구참여자의 인구사회학적특성 중 여성과 저소득을 통제변수로 포함시켜 각각 주관적 건강상태와 우울 및 불안에 미치는 직접효과를 통제하였다. 분석결과, 여성이 주관적 건강상태(β=.073, p>.10)와 불안(β=.035, p>.10)에는 정적으로 연관되었고, 우울(β=-.021, p>.10)에는 부적으로 연관되었으나 모두 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 예측대로 일반 소득인 경우에 비해 저소득(200만원 미만)인 경우가 주관적 건강상태를 나쁘게 인식하는 수준이 유의하게 높으며(β=.267, p<.001), 우울(β=.218, p<.001)과 불안(β=.172, p<.01) 수준 역시 유의하게 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 말기 암환자 가족 중 저소득집단과 일반소득집단 간의 소득수준의 차이가 건강수준의 차이를 일으켜 건강불평등 문제를 나타내는 것으로 해석할 수 있다.

주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본 경로를 경유하여 우울과 불안에 미치는 직접효과 및 간접효과와 총효과17)를 분해한 결과가 <표 6>에 제시되어 있다. <표 6>에 나타났듯이 주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본 경로를 경유하여 우울에 미친 간접효과(β=.056, p<.01)와 불안에 미친 간접효과(β=.056, p<.01)는 유의미한 것으로 나타났다. 주관적 건강상태가 가교형 사회적 자본 경로를 경유하여 우울에 미친 간접효과(β=.022, p<.01)는 유의미했으나, 불안에 미친 간접효과(β=.002, p>1.0)는 통계적으로 유의미하지 않았다. 이상의 분석결과를 요약하면, 주관적 건강상태는 우울과 불안에 유의한 정적효과를 미치며 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계가 결속형 사회적 자본에 의해 각각 부분매개되는 효과가 있음이 확인되었고, 주관적 건강상태와 우울 간의 관계에 대해서만 가교형 사회적 자본이 부분매개효과가 있음이 확인되었다.

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표 6.
주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본 경로를 통해 우울과 불안에 미치는 효과분해
예측변수 내생변수(매개변수) 내생변수(매개변수)
결속형 가교형 우울 불안
주관적 건강상태
직접효과 -.233** -.153* .304*** .284***
간접효과
via 결속형 사회적 자본 .056** .056**
via 가교형 사회적 자본 .022** .002
총 효과 -.233*** -.153* .382** .342**
결속형 사회적 자본
직접효과 -.243* -.240*
가교형 사회적 자본
직접효과 -.142* -.012

주: 표에 제시된 수치는 표준화회귀계수임 * p<.05 ** p<.01 *** p<.001

총효과분해를 살펴본 결과, 우울에 대한 주관적 건강상태의 직접효과(β=.304, p<.001)는 총효과(β=.382, p<.01)의 약 80%를 차지했고, 불안에 대한 주관적 건강상태의 직접효과(β=.284, p<.001)는 총효과(β=.342, p<.01)의 약 83%를 차지하였다. 또한 주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본 경로를 경유하여 각각 우울과 불안에 영향을 주는 간접효과는 결속형 사회적 자본(β=.056, .056, p<.01 각각)이 가교형 사회적 자본(β=.022, .002, p<.01, p>1.0 각각)보다 두 배 이상이 큰 특징을 보였다. 끝으로 주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본(β=.056, p<.01)과 가교형 사회적 자본(β=.022, p<.01)을 통해 우울에 영향을 주는 간접효과의 총합(β=.078)은 총효과(β=.382, p<.01)의 약 20%로 나타났고, 주관적 건강상태가 결속형 사회적 자본(β=.056, p<.01)과 가교형 사회적 자본(β=.002, p<.01)을 경유하여 불안에 영향을 주는 간접효과의 총합(β=.058)은 총효과(β=.342, p<.01)의 약 17%의 비율을 보였다.

V. 결론 및 논의

이 연구는 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계에서 이들 가족이 지각하는 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본이 주관적 건강상태를 높이고 우울과 불안을 낮추는 매개효과를 다룬 연구가 제한적인 것에 주목하여, 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 효과를 우선 알아보고, 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계가 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본에 의해 매개되는지를 조사하였다. 의도적 표집을 통해 서울시, 경기도 부천시, 충남 대전시와 세종시, 경남 부산시 지역에 거주하는 말기 암환자 가족 260명의 설문조사자료를 확보하고 구조방정식모형분석을 이용하여 분석하였다. 본 연구결과를 요약하고 이에 대한 논의를 전개하고자 한다.

첫째, 예측대로 주관적 건강상태는 우울과 불안에 정적으로 유의미하게 연관되었고, 주관적 건강상태가 우울과 불안에 정적 영향을 미칠 것이라는 연구가설을 지지하였다. 이러한 결과는 호스피스 환자 가족 또는 암환자 가족의 건강상태가 나쁠수록, 이들 가족의 우울 수준이 높다고 보고한 기존연구들(Haley, LaMonde, Han, Burton, & Schonwetter, 2003; Rhee et al., 2008)을 지지하였고, 그러한 가족들의 양호한 주관적 건강상태는 가족의 불안과 부적으로 연관되어 있다고 밝힌 선행연구들(정복례, 박현숙, 2014; Washington, Oliver, Smith, McCrae, Balchandani, & Demiris, 2018)을 부분적으로 지지하였다. 또한 Weitzner, Haley, & Chen(2000)이 개발한 스트레스 과정 모형 관련 연구결과들(Kurtz, Kurtz, Given, & Given, 2004; Kim, Duberstein, Sörensen, Larson, 2005)과도 일치하여 고무적이다. 주관적 건강상태를 나쁘게 인식하는 것이 스트레스원으로 기능하여 우울과 불안을 유의하게 높이는 정적효과가 있음이 확인되었는데, 그러한 주관적 건강상태의 취약성을 낮추는 즉, 주관적 건강상태를 높이는 것이 말기 암환자 가족의 우울과 불안의 감소에 기여할 수 있음을 새롭게 발견하였다는 점에서 의의가 있다. 이는 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태를 높임으로써 이들 가족의 우울과 불안을 경감시킬 수 있는 의료사회복지실천 개입의 필요성을 시사한다.

둘째, 예측대로 주관적 건강상태는 결속형 사회적 자본을 유의하게 낮추고, 그러한 결속형 사회적 자본이 우울과 불안에 유의한 부적효과가 나타났다. 이는 주관적 건강상태와 우울과 불안 간의 관계가 결속형 사회적 자본에 의해 각각 부분매개되는 효과가 있음이 검증된 것이다. 이러한 결과는 주관적 건강상태가 우울과 불안을 높이는 직접효과가 매개변수인 결속형 사회적 자본에 의해 간접적으로 우울과 불안이 각각 경감될 것이라는 연구가설을 지지한다. 이러한 결속형 사회적 자본의 매개효과는 다른 가족들의 사회적 지지가 암환자 가족의 건강상태 악화를 감소시키며(Goldstein, Concato, Fried, & Kasl, 2004; Hacialioglu, Ozer, Erdem, & Erci, 2010 재인용), 결속형 사회적 자본이 말기 암환자 가족의 우울과 불안의 감소에 기여한다(김계숙, 김진욱, 2019, p.97)는 선행연구들이 시사했던 바와도 부분적으로 일치하는 결과이다. 본 연구의 이러한 결과는 Weitzner, Haley, Chen(2000)이 ‘스트레스 과정 모형’을 적용한 개념 모델에서 암환자 가족의 스트레스원이 정신건강에 미치는 영향이 ‘부정적인 사회적 상호작용’, ‘환자와의 관계의 질’ ‘사회적 지지’, ‘사회적 네트워크’에 의해 매개됨을 제시한 이론적 가정을 실증적으로 확인했다는 측면에서 또 다른 의미가 있다. 특히 말기 암환자 가족의 돌봄 부담과 불안 및 우울 간의 관계가 결속형 사회적 자본에 의해 매개되는 효과를 확인한 기존연구(김계숙, 김진욱, 2019)에 또 다른 경험적 연구로서 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 어떻게 이들 가족의 우울과 불안을 높이는지, 이들 간의 관계에서 매개변수인 결속형 사회적 자본이 어떻게 주관적 건강상태를 높이고, 어떻게 우울과 불안을 감축시키는 경로구조가 가능한지를 추가적으로 밝힘으로써 기존 ‘스트레스 과정 모형’의 유형성을 보여준다는 점에서 의의가 있다. 이는 ‘사회 정체성을 공유하여 서로를 유사하다고 여기는 네트워크 구성원 간의 신뢰 및 협력관계’를 의미하는 결속형 사회적 자본(Szreter &. Woolcock, 2004)을 강화할 경우, 결속형 사회적 자본에 대한 주관적 건강상태의 부적 영향을 낮추고, 이들 가족의 우울과 불안을 감축시키는 매개요인의 기능과 역할에 대한 추가적인 통찰을 시사한다. 또한 대인관계의 상실과 같은 관계적 박탈감을 경험하는 말기 암환자 가족들을 돕기 위해 결속적 돌봄 환경의 강화를 위한 사회복지적 개입의 이론적 근거를 제시한다.

이에 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태를 높이고 우울과 불안을 경감시키기 위해 결속형 사회적 자본의 구축을 강화하는 것을 제언한다. 이를 위해 의료사회사업 내의 임상실천가들은 결속형 사회적 자본의 기능과 특성을 검토하고 이를 반영한 다양한 프로그램 개발을 모색할 필요가 있다. 특히 제한적인 결속형 사회적 자본이 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태를 낮추고 우울과 불안 증상의 악화로 이어질 수 있는 만큼, 사회적 관계가 상실된 말기 암환자 가족들을 확인하여 이들에게 돌봄을 지원할 지지 네트워크의 규모와 지지 네트워크 내 구성원들과의 관계의 질을 증진시킬 방안을 개발할 필요가 있다. 구체적으로 주 돌봄 제공자의 지원을 위해 가족 돌봄 제공자들이 보유하고 있는 다른 가족구성원, 친척, 친구, 이웃 등의 네트워크의 규모를 확인하고 이를 동원하기 위한 개입, 그러한 네트워크 내 구성원들과의 관계의 질을 확인하고 이들과의 관계의 질을 개선시키기 위한 개입, 네트워크 내 구성원들과 함께 공유하는 가치와 신뢰, 호혜성의 규범수준을 확인하고, 강하고 동질적인 네트워크에 기초한 상호신뢰 및 호혜적 관계를 유지하고 발전시키기 위한 개입이 필요하겠다. 이는 구성원들이 동질적이고 사회 속성이 유사한 네트워크 구성원 간의 신뢰와 협력관계에 내장되어 있는 사회적 자원이며, 지지 네트워크의 근본적인 자원인 결속형 사회적 자본의 속성을 적극 활용하는 방안이라 하겠다.

셋째, 예측대로 주관적 건강상태가 가교형 사회적 자본을 유의하게 낮추고, 그러한 가교형 사회적 자본이 우울에 유의한 부적효과를 보였다. 이는 주관적 건강상태와 우울 간의 관계가 가교형 사회적 자본에 의해 부분매개되는 효과가 있음이 규명된 것이다. 스트레스 과정 모형을 적용하여 암환자 가족의 사회활동이 가족의 신체적 건강상태를 높이고 우울을 낮춘다고 보고한 선행연구(Kurtz, Kurtz, Given, & Given, 2004)와 말기 암환자 가족의 돌봄 부담이 우울에 미치는 정적 효과가 가교형 사회적 자본에 의해 매개되는 기제에 대한 구조적 관계를 밝힌 기존연구(김계숙, 김진욱, 2019)에 또 다른 실증적 연구로서 가교형 사회적 자본이 이들 가족 돌봄 제공자의 주관적 건강상태를 높이고 우울을 경감시키는 구조적 관계가 어떻게 가능한지에 대한 통찰을 추가적으로 제공함으로써 ‘스트레스 과정 모형’에 대한 기존의 지식을 보완하고 그 유형성을 확인했다는 점에서 연구의 의의가 있다. 이러한 결과는 말기 암환자 가족이 주관적 건강상태를 나쁘게 인식하는 것에 대한 스트레스로 인해 이들 가족의 우울이 높아질 수 있지만, 지역사회에 있는 단체 및 조직에 참여하여 상호신뢰 및 호혜성의 규범이 가능한 사회적 유대를 형성하는 높은 수준의 가교형 사회적 자본이 주관적 건강상태를 높이고, 우울을 감소시킬 수 있는 매개변인으로 작용할 수 있음을 시사한다. 일례로 호주 성인들의 경우, 시민 참여와 참여 범위 등의 지역사회 참여 수준이 높을수록 이들의 신체기능 및 일반적 건강 수준은 물론 정신 건강 수준도 높다고 밝혔다(Berry & Welsh, 2010, p.593). 이러한 기존연구와 본 연구결과를 연결해 보면 말기 암환자 가족을 지원할 돌봄 환경구축을 위해 가교형 사회적 자본 수준을 강화할 수 있는 다양한 프로그램 개발의 중요성과 가치를 가늠할 수 있다. 본 연구는 ‘가교형 사회적 자본이 주 돌봄 제공자에게 완화 돌봄 서비스나 사회적 프로그램을 통해 주 돌봄 제공자를 지역사회 네트워크와 연결하며, 지역사회 단체 및 조직과의 연계를 통해 참여를 지원하고, 지역사회 네트워크 촉진자를 통해 다른 지역사회의 서비스 제공기관과 호혜적 관계를 형성하게 한다.’는 선행연구(Lewis, DiGiacomo, Luckett, Davidson, & Currow, 2013, p.98)를 이론적 토대로 전제하였다. 이와 관련하여 지역사회 네트워크 촉진자를 통해 가족 돌봄 제공자들에게 표준적인 완화 돌봄 서비스의 활용이 용이하도록 연계하고, 다른 지역사회자원을 연결하기 위한 지지 네트워크를 활용할 수 있도록 도우며, 타 지역사회로부터의 자원을 동원하기 위한 활동을 지원한 경우가 그렇지 않은 경우에 비해 가족 돌봄 제공자들의 건강상태인 피로감 수준과 분노가 감소된 것으로 확인되었다(Greene, Aranda, Tieman, Fazekas, & Currow, 2011, p.920). 본 연구는 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 우울에 미치는 정적 영향이 그러한 가교형 사회적 자본 특성에 의해 매개됨을 밝힘으로써, 가교적 돌봄 환경의 강화를 위해 가교형 사회적 자본의 기능에 대한 이론정립에 활용될 수 있어 의미가 있다.

이에 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태가 취약해지고 우울이 심화되는 것을 감소시키기 위한 방안으로서 가교형 사회적 자본을 강화하는 것을 제언한다. 더욱이 사회활동제약과 같은 제한적인 가교형 사회적 자본이 건강수준의 불평등문제로 이어져 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태의 취약성과 우울수준을 악화시킬 수 있는 만큼, 사회적으로 고립된 말기 암환자 가족을 파악하여 이들에게 지역사회의 단체 및 조직에 참여할 수 있는 기회를 제공할 수 있는 방안이 필요하다. 이를 위해 의료사회사업부의 임상실천가들은 가교형 사회적 자본의 기능과 특성을 검토하고 이를 적용한 프로그램을 개발하는데 주목할 필요가 있다. 구체적으로 가족 돌봄 제공자들을 지역사회 내 문화, 여가 및 취미활동 등의 다양한 단체 및 조직에서 실시하는 사회적 프로그램과 연계시켜 그러한 네트워크 구성원들과의 신뢰와, 상호 호혜적 관계를 형성하며, 이를 통해 이용 가능한 정보와 심리사회적 지지를 얻을 수 있도록 원조하는 개입이 필요하다. 그리고 가족 돌봄 제공자가 지역사회의 정부, 정치, 경제, 사회와 관련된 단체 및 조직들에 참여하고 그러한 단체들과의 사회적 교류를 통해 지지 네트워크를 형성하도록 연계하여, 지역사회의 응집력과 연결성의 유대를 유지하고 발전시킬 수 있도록 지원할 필요가 있다. 지역사회 네트워크 촉진자는 지역사회에서 접근 가능한 완화의료전문기관에 관한 정보를 제공할 필요가 있으며, 가족 돌봄 제공자가 자신의 건강상태와 정신건강에 대해 전문가의 상담 및 중재 서비스를 이용할 수 있도록, 지역사회 의료기관과 협력하여 연결하는 지원 방안도 필요하겠다. 이와 관련하여, 부산광역시 지역 보건소 중심 재가 호스피스사업에서 대상자의 59.4%가 의료급여 대상자인 저소득층(김정림, 최순옥, 김숙남, 2018, p.186)으로 조사되었고, 본 연구의 통제변수인 저소득의 경우가 일반소득인 경우에 비해 응답자의 주관적 건강상태의 취약성과 우울 수준이 유의하게 높은 것으로 나타나 저소득집단과 일반소득집단 간의 건강수준의 불평등문제를 보였다. 따라서 저소득층 재가 암환자를 대상으로 하는 지역사회 보건소 중심의 가정호스피스・완화 돌봄 서비스 제공체계의 역할이 우선적으로 정립되어 활성화될 필요가 있다. 또한 지역 민간 의료기관인 병・의원과 연계한 지역사회 가정호스피스・완화 돌봄 기관 및 센터의 운영을 통해 지역사회 특성에 따른 지역사회 맞춤형 프로그램을 모색하는 방안도 고려할 필요가 있다.

넷째, 주관적 건강상태가 가교형 사회적 자본을 유의하게 낮추었고, 그러한 가교형 사회적 자본이 불안에 부적 영향을 미쳤으나 유의미하지는 않았다. 이는 본 연구의 가설에서 주관적 건강상태와 불안 간의 관계에서 가교형 사회적 자본이 매개기능을 할 것이라는 가정이 지지되지 않은 결과이다. 이러한 결과는 본 연구의 인구사회학적 특성에서 응답자의 34.6%가 24개월 이상 환자에게 돌봄을 제공하고, 응답자의 45.8%가 종교단체 활동에 참여한 경험이 없는 것으로 조사된 것과 연결해서 추정해 볼 수 있다. 즉 오랜 기간 환자 돌봄과 돌봄 역할의 증가에 따른 지역사회 내 예술, 문화, 취미단체 또는 스포츠 및 종교단체 활동 참여의 제약이나 그러한 단체들과의 사회적 교류가 감소됨으로 인해 가교형 사회적 자본 수준이 빈약하거나 제한적일 수 있음에서 연구가설이 지지되지 않은 연유를 유추할 수 있겠다.

끝으로 이 연구의 한계와 후속 연구를 제언하고자 한다. 첫째, 조사대상자들이 서울시, 경기도 부천시, 충남 대전시 및 세종시, 부산시 등의 일부 특정 대도시에 거주하고 있어 연구결과를 다른 광역시를 포함하여 전국에 있는 암환자 가족들에게 일반화하기에는 제한점이 있다. 둘째, 조사대상자를 암의 병기가 4기나 말기 단계에 있는 암환자의 가족으로 선정하였기에 연구결과를 초기 단계에 있는 전체 암환자 가족이나 항암치료 이후 생존한 전체 암환자 가족들에게 일반화하기에는 한계점이 있다. 셋째, 본 연구의 빈도분석에서 조사대상자의 약 51%가 가정형 호스피스를 이용하거나 병원외래로 통원치료를 받는 재가 암환자의 가족이기에 연구결과를 요양원이나 요양병원을 포함하여 일반병동에서 입원치료 중인 전체 암환자 가족들로 일반화시키기에는 제한점이 있다. 넷째, 본 연구는 양적 방법의 횡단적 자료를 토대로 분석하였기에 초기 진단부터 말기 단계까지 암환자 가족의 주관적 건강상태가 우울과 불안에 미치는 종단적 변화 양상을 탐색하지 못한 한계가 있다. 다섯째, 본 연구에서는 여성과 저소득을 각각 주관적 건강상태, 우울, 불안에 미치는 직접효과를 통제하였다. 후속 연구에서는 추가적으로 여성과 저소득이 결속형 및 가교형 사회적 자본에 미치는 직접효과를 통제하고, 다집단분석을 통해 성별 및 소득집단 간의 차이가 결속형 및 가교형 사회적 자본, 우울, 불안의 차이로 이어지는지를 파악하여, 이에 대한 함의를 조명하는 연구가 이루어지길 기대한다.

Notes

1)

사회 지원망의 유형에 따른 한국인의 신체 건강과 정신 건강수준의 차이를 분석한 결과, 제한적인 지원망을 가진 사람들은 배우자나 가족, 친구 및 친지 중심의 지원망을 가진 사람들에 비해 자신의 주관적 건강상태가 나쁘다고 평가하고, 우울, 외로움, 불안, 불면 등의 부정적인 정서수준이 더 높은 것으로 나타났다(조병희 등, 2018, p.263).

2)

결속적 돌봄 환경(Bonded care conditions)은 생애 말기 환자 돌봄을 지지하는 가족이나 친밀한 이웃 관계의 상태나 역량이라 요약된다. 가교적 돌봄 환경(Bridged care conditions)은 응집력과 신뢰, 사회적 참여와 공적 돌봄 지지 등 지역사회의 맥락적 속성을 반영한다(Lewis, DiGiacomo, Currow, & Davidson, 2014, pp.4-5).

3)

본 연구에서는 ‘스트레스 과정 모형’을 적용하여 호스피스 환자 배우자의 스트레스원인 주관적 건강상태(self-rated health)가 우울과 정적으로 유의하게 연관되어 있음을 밝힌 Haley, LaMonde, Han, Burton, Schonwetter(2003, p.216)의 연구를 참고하였다.

4)

결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본의 구성요인들을 구조적 사회적 자본과 인지적 사회적 자본으로 구분할 수 있다. 구조적 사회적 자본은 사회적 네트워크와 공공재 및 서비스에 대한 접근이 포함되며, 인지적 사회적 자본은 공유하는 가치, 상호신뢰, 참여, 호혜성의 규범, 소속감, 화합, 그리고 개인과 공동체 및 사회에 내재되어 있는 의사결정 능력으로 특징지을 수 있다(Almedom, 2005, p.945).

5)

본 연구는 독립변수인 주관적 건강상태가 종속변수인 우울과 불안에 미치는 영향이 매개변수인 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본 각각의 기제에 의해 주관적 건강상태의 유의한 부적효과가 줄어들고, 우울과 불안이 각각 경감되는 매개효과를 규명하고자 한다. 이는 본 연구가 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계를 약화시키는 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본의 조절효과, 즉 주관적 건강상태와 결속형 사회적 자본, 주관적 건강상태와 가교형 사회적 자본의 상호작용항의 효과가 통제되었을 때, 주관적 건강상태가 우울 및 불안에 미치는 정적효과가 약화되는 완화효과를 밝히는데 초점을 두지 않았기 때문이다.

6)

본 연구는 선행연구(김삼철, 정다운, 손효림, 2009; 김계숙, 김진욱, 2019; Park et al., 2013)에서 밝힌 말기 암환자 가족의 현재 질병의 존재 여부, 합병증 여부, 만성질환 여부와 같은 건강관련 요인들을 독립변수에 포함시키지 않고 주관적 건강상태만을 선정하여 연구모형을 단순화하였다. 만성질환 등 여타의 변수에 대한 연구가 다양하게 수행되고 있는 반면, 주관적 건강상태와 우울 및 불안 간의 관계를 연구한 사례가 드물어, 이들 가족의 주관적 건강상태를 높이고 우울 및 불안의 감소를 돕기 위한 기초연구가 필요할 것으로 사료되었기 때문이다. 다만 본 연구는 말기 암환자 가족의 현재 질병 여부나 합병증 여부 또는 만성질환 여부의 변수가 우울 및 불안에 미치는 영향과 이들 간의 관계에 대한 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본 각각의 매개효과를 추정한 결과를 파악하지 못한 한계점이 있다.

7)

연구대상자의 선정 기준은 암의 병기가 4기나 말기 단계에 있는 암환자의 가족들이며, 일일 최소 4시간 이상 환자를 직접 돌보는 만 20세 이상의 성인 가족들(배우자, 아들, 딸, 부모, 사위, 형제, 자매, 친척)을 대상으로 하였다.

8)

서울시와 부천시에 소재하는 두개의 대학병원에서 각각 HIRB-신20170803-080, SIRB-정20170626-002로, 서강대학교에서는 SGUIRB-A-1707-20으로 연구승인을 받았다.

9)

주관적 건강상태 평가 척도는 임상적 상태, 질병률 및 사망률 지표와의 관계에 부분적이지만 유효하게 반영되어 있어 유용하게 활용된다(Franks, Gold, & Fiscella, 2003, p.2505).

10)

본 연구에서는 영어 및 이중 언어에 능통한 전문가 2인을 통한 번역 및 역 번역 과정과 사회정책학을 전공한 학자의 번안을 통해 설문지를 구성하였다. PSCS 척도의 타당도를 검증을 위해 구조방정식모형분석을 통해 본 연구에서 선정한 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본을 구성하는 각각의 5개 문항에 대한 확인적 요인분석을 실시하였다. 분석결과, 카이자승(X2) 값은 64.296(df=34, p<.001), TLI=.946, CFI=.959, RMSEA=.059로 측정모형의 적합도 지수는 양호한 수준을 나타냈고, 결속형 사회적 자본 5개 문항의 요인 적재치는 0.712~1.659, 가교형 사회적 자본 5개 문항의 요인 적재치는 0.595~1405에 분포하였다. 측정모형의 모수 추정치를 나타내는 표준화(비표준화) 경로계수가 p<.001 수준에서 모두 유의미하였고, 오차 분산추정치에 (-)가 없는 것으로 나타나 측정요인들이 이론 변수인 결속형 사회적 자본과 가교형 사회적 자본의 개념을 잘 반영하고 있음을 확인하였다.

11)

이 연구에서 결속형 사회적 자본은 1) 가족의 크기, 2) 친척들과의 접촉빈도, 3) 신뢰할 수 있는 친구들의 크기, 4) 도움을 요청했을 때, 도움을 줄 것이라고 확신하는 이웃들의 크기, 5) 가족, 친척, 친구, 이웃, 고향친구 및 동창생 집단들 중에 부유층 및 광범위한 인맥 보유자의 크기를 묻는 총 5개 문항이 지표로 이용되었다. 이는 결속형 사회적 자본이 가족, 친구, 친밀한 이웃 등과 같이 동등한 위치나 유사한 환경에 처한 사람들 사이에 존재하며, 이러한 긴밀한 네트워크 안에서는 심리사회적 지지와 호혜적 서비스를 제공하는 특성이 있기 때문이다(Barrett, Hale, & Butler, 2014, p.21).

12)

본 연구에서 가교형 사회적 자본은 1) 지역사회에 있는 문화, 여가 및 취미활동 단체 및 조직의 크기, 2) 참여해서 활동하는 정부, 정치, 경제, 사회 단체 및 조직의 크기, 3) 응답자의 권리나 이해관계를 대변해 주거나, 4) 응답자의 요청에 따라 도움을 줄 수 있는 문화, 여가 및 취미활동 단체 및 조직의 크기, 5) 지역사회의 단체 및 조직들 중에 재정 기반이 건실한 단체 및 조직의 크기를 묻는 총 5개 문항이 지표로 이용되었다. 이는 가교형 사회적 자본이 지역사회의 시민운동 및 청년 봉사 단체, 교파를 초월한 종교 단체 등에 참여하여 다양한 집단 간의 상호신뢰 및 호혜성이 가능한 사회적 유대를 강화시키며, 지역사회자원의 접근을 용이하게 하여 외적 자산의 연결을 가능하게 하는 특성이 있기 때문이다(Putnam, 2000, p.22).

13)

본 연구는 선행연구(김삼철, 정다운, 손효림, 2009)에서 밝힌 호스피스 환자 가족의 연령, 학력, 돌봄 시간을 통제변수에 포함시키지 않고, 암환자나 호스피스 환자의 가족들 중 남성에 비해 여성의 건강상태가 유의하게 나쁘며, 남성에 비해 여성의 우울과 불안의 정도가 높다고 밝힌 선행연구(정복례, 박현숙, 2014; Park et al., 2013)와 월 가구소득이 200만원 이상인 경우에 비해 200만원 미만인 경우가 건강문제 수준이 유의하게 높고, 월 가구소득이 2000 dollars 이상인 경우에 비해 2000 dollars 미만인 경우가 우울과 불안 수준이 유의하게 높다고 밝힌 선행연구(이지혜 등, 2016; Park et al., 2013)를 참고하여 성별과 월 가구소득을 통제변수로 활용하였다. 이는 여성과 월 가구소득이 말기 암환자 가족의 주관적 건강상태와 우울 및 불안에 어떠한 영향을 미치는지를 확인하고, 성별과 소득집단 간의 차이가 가족 돌봄 제공자의 주관적 건강상태 수준과 우울 및 불안 수준의 차이로 이어지는 것을 밝히는 것이 이들 가족을 도울 수 있는 학문적 개입의 근거를 제공하는데 의미가 있다고 사료되었기 때문이다. 한편, 연구대상자의 연령, 학력, 돌봄 시간이 각각 우울과 불안에 미치는 직접효과를 통제하여 분석한 결과, 연령은 주관적 건강상태(β=-.018, p>.10), 우울(β=-.013, p>.10), 불안(β=-.057, p>.10)에 각각 부적관계가 있으나 유의하지 않은 것으로 나타났고, 학력은 주관적 건강상태(β=.033, p>.10)와는 정적관계, 우울(β=-.047, p>.10), 불안(β=-.033, p>.10)과는 부적관계를 보이나 유의하지 않았으나, 돌봄 시간만이 주관적 건강상태(β=.187, p<.01), 우울(β=.249, p<.001), 불안(β=.236, p<.001)에 각각 유의한 정적관계가 있는 것으로 나타났다. 또한 연령, 학력, 돌봄 시간을 추가적으로 통제하였을 경우, RMSEA값은 .056, TLI값은 .890, CFI값은 .903으로 <표 4>의 연구모형의 적합도 지수에 비해 상당히 낮은 수준의 적합도 지수를 나타내 통제변수에 포함시키지 않았다.

14)

통제변수인 월 가구소득을 200만원 기준으로 저소득과 일반소득의 이분범주로 설정한 것은 통상적인 가구형태인 3인 가구의 최저보장수준에 해당하는 2017년 3인 가구 최저생계비(2,184,549원)를 근거로 하였기 때문이다.

15)

구조모형을 구성하는 측정변수들의 타당도 검증을 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 측정모형의 카이자승(X2)은 412.738(df=246, p<.001), TLI=.938, CFI=.945, RMSEA=.051로 모두 수용 가능한 적합도 수준을 보여 구조모형 분석이 가능하다고 판단되었다. 측정변수들의 모든 경로계수가 p<.001 수준에서 유의했고 표준화회귀계수가 0.309~0.912에 분포하였으며, 오차 분산이 음수인 경우의 문제는 나타나지 않았다.

16)

연구대상자의 돌봄 기간, 환자와의 관계로 배우자, 아들 및 딸, 며느리 및 사위를 외생변수로 포함시켜 각각 주관적 건강상태, 우울, 불안에 미치는 직접효과를 통제하여 분석한 결과, 돌봄 기간은 주관적 건강상태(β=.068, p>.10), 우울(β=.036, p>.10), 불안(β=.005, p>.10)에 각각 정적으로 연관되어 있으나 유의하지 않은 것으로 나타났다. 연구대상자가 배우자인 경우, 주관적 건강상태(β=.050, p>.10), 우울(β=.101, p>.05), 불안(β=.059, p>.10)에 정적관계를 보이나 유의하지 않은 것으로 확인되었다. 아들 및 딸인 경우, 주관적 건강상태(β=-.032, p>.10)와는 부적으로, 우울(β=.017, p>.10), 불안(β=.039, p>.10)과는 각각 정적관계가 있으나 유의하지 않으며, 며느리 및 사위인 경우, 주관적 건강상태(β=.074, p>.10)와는 정적관계이나 유의하지 않고, 우울(β=-.124, p<.05)과 불안(β=-.139, p<.05)과는 각각 유의한 부적관계가 있는 것으로 나타났다. 그리고 돌봄 기간, 아들 및 딸, 며느리 및 사위를 통제변수로 포함시켰을 경우, RMSEA값은 .051, TLI값은 .913, CFI값은 .923으로 <표 4>의 연구모형의 적합도 지수에 비해 TLI값과 CFI값이 비교적 낮은 적합도 수준을 나타내 통제변수로 포함하지 않았다.

17)

직접 및 간접효과와 총효과의 크기와 매개효과의 통계적 유의성은 Amos에 의한 붓스트레핑(bootstrapping) 분석 결과를 통해 확인되었다. 매개효과의 통계적 유의성(H0 : ab=0)을 검증하는 방법에는 Sobel 검증과 붓스트레핑이 많이 쓰인다. Sobel 검증은 ab의 정규분포를 가정하고 있으나, 붓스트레핑은 이 가정을 하고 있지 않은 장점이 있다(배병렬, 2015, pp.376-378).

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Acknowledgement

이 연구는 주저자(김계숙)의 2018년 박사학위논문인 ‘말기 암환자 가족의 돌봄 경험이 삶의 질에 미치는 영향에 관한 연구: 사회적 자본의 조절효과를 중심으로’ 에서 주저자가 기술한 내용의 일부분을 활용하였으며, 2017년 7월~2018년 2월까지 추가하여 수집된 자료를 재분석하였다. IRB No. SIRB-정20170626-002, 서울시 소재 일개 대학병원; HIRB-신20170803-080, 경기도 부천시 소재 일개 대학병원; SGUIRB-A-1707-20, 서강대학교.