삶의 질에 영향을 미치는 요인을 검증하기 위한 다중선형회귀분석을 시행하 기 전에, 회귀분석 조건을 만족하는지 검증하기 위하여 정규성, 이상값 (outlier), 안정성 평가(Cook’s distance), 잔차의 독립성과 다중공선성을 확인하 였다. 이상값 분석 결과 값은 모두 ±3안에 포함되어 이상 값이 없는 것으로 확인되었다. 적합한 회귀모형의 안정성 평가를 위한 Cook’s distance 통계량은
변수 갱년기증상 우울감 삶의 질
r(
p
) r(p
) r(p
)갱년기증상 1
우울감 .610(<.001) 1
삶의 질 -.393(<.001) -.365(<.001) 1
.000-.312으로 1.0미만으로 관찰되어 안정성이 확인되었고 개체간의 독립성(자 기상관성)을 나타내는 Durbin-Watson 결과는 1.861으로 2에 가까워 개체 간 의 독립성이 있는 것을 알 수 있었다. 설명 변수들 간의 다중공선성을 진단하 기 위해 분산팽창인자(VIF: variance inflation factor)와 공차한계(tolerance)를 확인하였다. VIF값은 1.064-3.168으로 10보다 작았으며, 공차한계는 .310-.940 으로 0.1이상∼1.0이하로 다중공선성의 문제가 없음이 확인되었다. 잔차의 정 규성을 확인하기 위한 histogram과 잔차의 정규확률 그래프(normal probability plot), 잔차의 등분산성(homoscedasticity)는 그래프로 확인하였다.
<Table 5> 다중회귀분석 실시를 위한 가정 조건 검증
표준화 잔차 Cook’s distance
Durbin-watson VIF Tolerance 삶의 질 -2.999-2.426 .000-.312 1.861 1.064-3.168 .310-.940
대상자의 일반적 특성과 삶의 질의 관계에서 유의하였던 연령, 학력, 주관적 건강상태를 통제하고 Model 1에서 갱년기증상을 투입, Model 2에서는 우울감 을 투입, Model 3에서는 동시에 투입하여 각각 다중회귀분석을 실시하였다 (Table 6). 연령, 학력, 주관적 건강상태, 갱년기증상을 투입한 Model 1의 회 귀모형은 유의하였으며 삶의 질을 26.9%(R2=.269) 설명하였다(F=9.471, p<.001). 통계적으로 유의한 변수는 학력(t=1.946, p=.054), 건강상태의 건강하 다(t=4.073, p<.001), 건강상태의 보통이다(t=3.058, p=.003), 갱년기증상
(t=-2.950, p=.004)이었다. 건강상태의 건강하다, 건강상태의 보통이다, 갱년기 다(t=4.049, p<.001), 건강상태의 보통이다(t=2.815, p=.006), 우울감(t=-3.219, p=.002)이었다. 건강상태의 건강하다, 우울감, 건강상태의 보통이다, 학력 순으
었다(p<.001).
Model 1에서 갱년기증상과, Model 2에서 우울감은 각각 통계적으로 유의하 였으나, 동시에 투입하여 보정한 결과 갱년기증상의 유의성이 사라졌고, 우울 감은 경계 수준으로 유의하였다. ‘가설 1’ 과 ‘가설 2’는 각각 유의하여 그 가 설이 지지되었으나, 동시에 고려한 ‘가설 3’는 기각되었다.
<Table 6> 삶의 질에 영향을 미치는 요인
N=136
Referance group : a 50-59세, b 고졸이하, c 건강하지 않다 Model 1 : 연령, 학력, 건강상태, 갱년기증상
Model 2 : 연령, 학력, 건강상태, 우울감
Model 3 : 연령, 학력, 건강상태, 갱년기증상, 우울감
변수 Model 1 Model 2 Model 3
B SE β t p B SE β t p B SE β t p
우울감 -.450 .140 -.252 -3.219 .002 -.315 .171 -.177 -1.840 .068
갱년기증상 -.564 .191 -.251 -2.950 .004 -.315 .233 -.140 -1.350 .179
연령a 2.050 2.360 .069 .869 .387 2.990 2.296 .101 1.302 .195 2.314 2.343 .078 .988 .325 학력b 4.604 2.365 .156 1.946 .054 5.754 2.285 .195 2.518 .013 4.965 2.352 .169 2.111 .037
건강상태c 건강 16.277 3.997 .546 4.073 .000 16.067 3.968 .539 4.049 .000 15.320 3.994 .514 3.836 .000 보통 11.777 3.852 .399 3.058 .003 10.877 3.863 .369 2.815 .006 10.827 3.851 .367 2.811 .006
상수 77.669 4.925 77.520 4.719 79.933 5.032
R2 = .269, 수정된 R2 = .240, F=9.471 (p<.001)
R2 = .301, 수정된 R2 = .288, F=9.581 (p<.001)
R2 = .316, 수정된 R2 = .292, F=8.986 (p<.001)
Ⅳ. 고 찰
서는 연령, 학력, 폐경 유무가 갱년기증상의 관련요인이라고 보고하고 있다. 용한 양경미(2015)의 우울평균 21.56±5.72, Sohn(2018)의 우울평균 17.45±10.75, 서태분(2017)의 우울평균 16.55±11.10보다 낮은 우울점수를 보였다. 이것은 이
높았으나, 이미숙(2016)의 실험집단 90±12.26, 대조집단 91.83±13.83보다는 다
면, 정신적 증상에 속해있는 우울에도 영향을 미치게 되고, 적절한 중재를 하
이 적고 갱년기 증상이 적었다고 했다. 이명숙(2003), 박형숙 등(2003), 권지연
Ⅴ. 결 론
이 연구는 만 40세 이상 60세 미만 중년여성을 대상으로 구조화된 설문지를 이용하여 총 136명의 자료를 수집하였고, 중년여성의 갱년기 증상과 우울감이 삶의 질에 얼마나 영향을 미치는지 확인하고자 시도된 단면연구이다.
이변량 분석 결과, 일반적 특성에 따른 삶의 질은 연령, 학력, 주관적 건강상 태에서 차이를 보였다. 삶의 질은 갱년기증상과 우울감에서 중간정도의 유의 한 음의 상관관계를 보였다. 갱년기증상 점수와 우울점수가 높을수록 삶의 질 점수는 낮은 것으로 관찰되었다.
다중회귀분석을 통해 삶의 질에 영향을 미치는 요인을 분석한 결과 모델 1에 서 학력, 주관적 건강상태와 갱년기증상은 삶의 질에 영향을 미치는 요인으로 관찰되어 ‘가설 1’은 지지 되었다. 모델 2에서는 학력, 주관적 건강상태와 우울 감이 삶의 질에 영향을 미치는 요인으로 관찰되어 ‘가설 2’는 지지 되었다. 모 델 3에서 학력과 주관적 건강상태는 삶의 질에 영향을 미치는 요인으로 관찰 되었으나, 갱년기 증상은 삶의 질에 영향을 미치지 않았고, 우울감은 경계 수 준으로 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 관찰되어 ‘가설 3’는 기각되었다. 갱 년기증상과 우울감이 각각 삶의 질에 영향을 미치고 있다는 것은 확인하였으 나, 이 두 요인을 동시에 고려 할 때는 구체적인 방법과 전문화된 연구 설계 를 통해 두 요인의 상호작용을 규명하고, 반복 연구를 시행하는 것이 필요해 보인다.
따라서 제언할 점은, 중년여성의 건강한 삶을 위하여 갱년기증상과 우울감을 낮추는 방안을 모색하고 삶의 질을 향상 시킬 수 있는 구체적인 보건학적 대 책을 세워야 할 것으로 보인다.