Self-esteem and quality of life in middle-aged men: The mediating effect of spirituality^†

2018, 29

6)

1519–1532

중년남성의 자아존중감과 삶의 질 : 영성의 매개 효과 ^†

ᄒ

ᅡ태희

¹

²

1대구대학교 간호학과 ·²경북대학교 간호대학

ᄌ ᅥ

ᆸᄉ ᅮ 2018ᄂ ᅧ ᆫ 10ᄋ ᅯ ᆯ 19ᄋ ᅵ ᆯ, ᄉ ᅮᄌ ᅥ ᆼ 2018ᄂ ᅧ ᆫ 11ᄋ ᅯ ᆯ 18ᄋ ᅵ ᆯ, ᄀ ᅦᄌ ᅢ ᄒ ᅪ ᆨᄌ ᅥ ᆼ 2018ᄂ ᅧ ᆫ 11ᄋ ᅯ ᆯ 19ᄋ ᅵ ᆯ

요 약

ᄇ

ᅩ ᆫ ᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄂ ᅳ ᆫ ᄉ ᅥ ᆫᄒ ᅢ ᆼᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮ (Ha, 2016)ᄋ ᅴ ᄒ ᅮᄉ ᅩ ᆨᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄅ ᅩᄉ ᅥ ᄌ ᅮ ᆼᄂ ᅧ ᆫᄂ ᅡ ᆷᄉ ᅥ ᆼᄋ ᅴ ᄌ ᅡᄋ ᅡᄌ ᅩ ᆫᄌ ᅮ ᆼ ᄀ ᅡ ᆷᄀ ᅪ ᄉ ᅡ ᆱᄋ ᅴ ᄌ ᅵ ᆯᄀ ᅪᄋ ᅴ ᄀ ᅪ ᆫ ᄀ ᅨᄋ ᅦ ᄉ

ᅥ ᄋ ᅧ ᆼᄉ ᅥ ᆼᄋ ᅴ ᄆ ᅢᄀ ᅢᄒ ᅭᄀ ᅪᄅ ᅳ ᆯ ᄑ ᅡᄋ ᅡ ᆨᄒ ᅡᄀ ᅵ ᄋ ᅱᄒ ᅢ ᄉ ᅵᄃ ᅩᄃ ᅬᄋ ᅥ ᆻᄃ ᅡ. ᄎ ᅬᄌ ᅩ ᆼ ᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮ ᄃ ᅢᄉ ᅡ ᆼᄌ ᅡᄂ ᅳ ᆫ 458ᄆ ᅧ ᆼᄋ ᅵᄋ ᅥ ᆻᄋ ᅳᄆ ᅧ, ᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄃ ᅩᄀ ᅮᄂ ᅳ ᆫ ᄌ

ᅡᄋ ᅡᄌ ᅩ ᆫᄌ ᅮ ᆼ ᄀ ᅡ ᆷ, ᄉ ᅡ ᆱᄋ ᅴ ᄌ ᅵ ᆯ, ᄋ ᅧ ᆼᄉ ᅥ ᆼ ᄃ ᅩᄀ ᅮᄅ ᅳ ᆯ ᄉ ᅡᄋ ᅭ ᆼ ᄒ ᅡᄋ ᅧ ᆻᄃ ᅡ. ᄉ ᅮᄌ ᅵ ᆸᄃ ᅬ ᆫ ᄌ ᅡᄅ ᅭᄂ ᅳ ᆫ t-test, ANOVA, Bonferroni test, Pearson correlation, 3ᄃ ᅡ ᆫᄀ ᅨ ᄆ ᅢᄀ ᅢᄒ ᅬᄀ ᅱᄇ ᅮ ᆫᄉ ᅥ ᆨ ᄆ ᅵ ᆾ Sobel testᄅ ᅩ ᄇ ᅮ ᆫᄉ ᅥ ᆨᄒ ᅡᄋ ᅧ ᆻᄃ ᅡ. ᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄀ ᅧ ᆯᄀ ᅪᄂ ᅳ ᆫ ᄃ ᅡᄋ ᅳ ᆷ ᄀ ᅪ ᄀ ᅡ ᇀᄃ ᅡ.; ᄎ ᅥ ᆺ ᄍ

ᅢ, ᄃ ᅢᄉ ᅡ ᆼᄌ ᅡᄋ ᅴ ᄌ ᅡᄋ ᅡᄌ ᅩ ᆫᄌ ᅮ ᆼ ᄀ ᅡ ᆷᄋ ᅳ ᆫ ᄉ ᅡ ᆱᄋ ᅴ ᄌ ᅵ ᆯ, ᄆ ᅵ ᆾ ᄋ ᅧ ᆼᄉ ᅥ ᆼᄋ ᅴ ᄆ ᅩᄃ ᅳ ᆫ ᄒ ᅡᄋ ᅱᄋ ᅧ ᆼᄋ ᅧ ᆨᄀ ᅪ ᄋ ᅣ ᆼᄋ ᅴ ᄉ ᅡ ᆼ ᄀ ᅪ ᆫᄀ ᅪ ᆫ ᄀ ᅨᄅ ᅳ ᆯ ᄂ ᅡᄐ ᅡᄂ ᅢ ᆻᄃ ᅡ. ᄃ ᅮ ᆯ ᄍ ᅢ ᄃ ᅢ ᄉ

ᅡ ᆼᄌ ᅡᄋ ᅴ ᄋ ᅧ ᆼᄉ ᅥ ᆼ ᄆ ᅵ ᆾ ᄋ ᅧ ᆼᄉ ᅥ ᆼᄋ ᅴ ᄆ ᅩᄃ ᅳ ᆫ ᄒ ᅡᄋ ᅱᄋ ᅧ ᆼᄋ ᅧ ᆨᄋ ᅳ ᆫ ᄉ ᅡ ᆱᄋ ᅴ ᄌ ᅵ ᆯᄀ ᅪ ᄋ ᅣ ᆼᄋ ᅴ ᄉ ᅡ ᆼ ᄀ ᅪ ᆫᄀ ᅪ ᆫ ᄀ ᅨᄅ ᅳ ᆯ ᄂ ᅡᄐ ᅡᄂ ᅢ ᆻᄃ ᅡ. ᄉ ᅦ ᆺᄍ ᅢ, ᄃ ᅢᄉ ᅡ ᆼᄌ ᅡᄋ ᅴ ᄋ ᅧ ᆼᄉ ᅥ ᆼ ᄆ ᅵ

ᆾ ᄋ ᅧ ᆼᄉ ᅥ ᆼᄋ ᅴ ᄆ ᅩᄃ ᅳ ᆫ ᄒ ᅡᄋ ᅱᄋ ᅧ ᆼᄋ ᅧ ᆨᄋ ᅳ ᆫ ᄌ ᅡᄋ ᅡᄌ ᅩ ᆫᄌ ᅮ ᆼ ᄀ ᅡ ᆷᄀ ᅪ ᄉ ᅡ ᆱᄋ ᅴ ᄌ ᅵ ᆯᄀ ᅪᄋ ᅴ ᄀ ᅪ ᆫ ᄀ ᅨᄅ ᅳ ᆯ ᄇ ᅮᄇ ᅮ ᆫ ᄆ ᅢᄀ ᅢᄒ ᅡ ᆷᄋ ᅳ ᆯ ᄒ ᅪ ᆨ ᄋ ᅵ ᆫᄒ ᅡᄋ ᅧ ᆻᄃ ᅡ. ᄄ ᅡᄅ ᅡᄉ ᅥ ᄌ ᅮ ᆼᄂ ᅧ ᆫ ᄂ

ᅡ

ᆷᄉ ᅥ ᆼᄋ ᅴ ᄉ ᅡ ᆱᄋ ᅴ ᄌ ᅵ ᆯ ᄒ ᅣ ᆼᄉ ᅡ ᆼᄋ ᅳ ᆯ ᄋ ᅱᄒ ᅢᄉ ᅥᄂ ᅳ ᆫ ᄌ ᅡᄋ ᅡᄌ ᅩ ᆫᄌ ᅮ ᆼ ᄀ ᅡ ᆷᄋ ᅴ ᄌ ᅳ ᆼᄌ ᅵ ᆫᄀ ᅪ ᄃ ᅥᄇ ᅮ ᆯ ᄋ ᅥ ᄋ ᅧ ᆼᄉ ᅥ ᆼᄋ ᅳ ᆯ ᄀ ᅡ ᆼᄒ ᅪᄉ ᅵᄏ ᅵ ᆯ ᄉ ᅮ ᄋ ᅵ ᆻᄂ ᅳ ᆫ ᄀ ᅡ ᆫᄒ ᅩᄌ ᅮ ᆼ ᄌ ᅢ ᄀ ᅢᄇ ᅡ ᆯ ᄋ

ᅵ ᄋ ᅭᄀ ᅮ ᄃ ᅬ ᆫ ᄃ ᅡ.

ᄌ

ᅮᄋ ᅭᄋ ᅭ ᆼ ᄋ ᅥ: ᄌ ᅮ ᆼᄂ ᅧ ᆫᄂ ᅡ ᆷᄉ ᅥ ᆼ, ᄌ ᅡᄋ ᅡᄌ ᅩ ᆫᄌ ᅮ ᆼ ᄀ ᅡ ᆷ, ᄉ ᅡ ᆱᄋ ᅴ ᄌ ᅵ ᆯ, ᄋ ᅧ ᆼᄉ ᅥ ᆼ.

1. 서론

1.1. 연구의 필요성 ᄋ

ᅮ리는 흔히 중년기를가정적으로나 사회적으로 주어진환경에 대해 최고의 영향력을 행사하고 안정 ᄌ

ᅥᆨ인 생활을영위하는시기라고 한다 (Kim과 Kim, 2013). 그러나 중년기는가정, 직장, 사회에 있어서 ᄋ

ᅵ전의 시기에 비해서는안정되어 있으나 이러한 외적인 안정에 더 이상 만족하지 못하고 자신이 지금까 ᄌ

ᅵ 추구했던 가치에 대한 혼돈을가지게 되는 인생의 후반기가 시작되는시기에 해당되기도 한다 (Kim, 2016). 특히 중년남성은가정에서는가장으로서 노쇠한 부모 봉양과 청소년 자녀의 양육 및 교육이라는 ᄋ

ᅵ중의 역할과 책임이 필요한 시기이며, 직장 및 사회에서는각자의 지위에 해당되는많은부분을누림 ᄀ

ᅪ 동시에 이에 따른무거운 책임이 지워지는시기에 해당된다. 특히 한국의 중년남성은가족 및 사회 ᄀ

ᅮ조의 변화, 장기적인 경제 불황으로 인한 가정의 해체, 기러기 아빠, 조기 퇴직, 해고 등을경험하며 ᄋ

ᅵ로 인해 기존의 외적인 안정조차 잃을수 있다는위기감이 가중될수 있다. 뿐만 아니라 신체적으로는 ᄂ

ᅩ화가 본격적으로 진행되고 느껴지는시기로서, 이러한 사회문화적 위기감 및 신체적 변화에 대한 적절 ᄒ

ᅡᆫ 적응이 이루어지지 못할 때 좌절하게 되고, 정서적 불안감 및 우울은 가중되며, 그럼으로써 삶에 대 ᄒ

ᅡᆫ 느낌 및 전반적인 삶의 만족정도인 삶의 질 정도도 저하될수 있다.

†

ᄋ ᅵ ᄂ ᅩ ᆫᄆ ᅮ ᆫᄋ ᅳ ᆫ ᄒ ᅡᄐ ᅢᄒ ᅴᄋ ᅴ ᄇ ᅡ ᆨᄉ ᅡᄒ ᅡ ᆨᄋ ᅱᄂ ᅩ ᆫᄆ ᅮ ᆫᄋ ᅳ ᆯ ᄇ ᅡᄐ ᅡ ᆼᄋ ᅳᄅ ᅩ ᄎ ᅮᄀ ᅡᄋ ᅧ ᆫᄀ ᅮᄒ ᅡᄋ ᅧ ᄌ ᅡ ᆨᄉ ᅥ ᆼᄒ ᅡ ᆫ ᄀ ᅥ ᆺᄋ ᅵ ᆷ.

1

ᄀ ᅭᄉ ᅵ ᆫᄌ ᅥᄌ ᅡ: (42400) ᄃ ᅢᄀ ᅮ ᄀ ᅪ ᆼᄋ ᅧ ᆨᄉ ᅵ ᄂ ᅡ ᆷᄀ ᅮ ᄉ ᅥ ᆼᄃ ᅡ ᆼᄅ ᅩ 50ᄀ ᅵ ᆯ 33 ᄃ ᅢᄀ ᅮᄃ ᅢᄒ ᅡ ᆨᄀ ᅭ ᄃ ᅢᄀ ᅮᄏ ᅢ ᆷᄑ ᅥᄉ ᅳ ᄀ ᅡ ᆫᄒ ᅩᄒ ᅡ ᆨᄀ ᅪ, ᄌ ᅩᄀ ᅭᄉ ᅮ.

E-mail: [email protected]

2

(41944) ᄃ ᅢᄀ ᅮ ᄀ ᅪ ᆼᄋ ᅧ ᆨᄉ ᅵ ᄌ ᅮ ᆼ ᄀ ᅮ ᄀ ᅮ ᆨ ᄎ ᅢᄇ ᅩᄉ ᅡ ᆼᄅ ᅩ 680ᄇ ᅥ ᆫᄌ ᅵ ᄀ ᅧ ᆼᄇ ᅮ ᆨ ᄃ ᅢᄒ ᅡ ᆨᄀ ᅭ ᄀ ᅡ ᆫᄒ ᅩᄃ ᅢᄒ ᅡ ᆨ, ᄀ ᅭᄉ ᅮ

ᄋ ᅡ

ᇁ선 선행 연구 (Ha, 2016)에서 중년남성의 삶의 질을결정짓는가장 중요한 요인으로서 자아존중감 으

ᆯ확인할 수 있었다. 자아존중감은 자신에 대한 주관적 판단이며 자신을가치있는사람으로 생각하는 저

ᆼ도를말하는것으로서, 자아존중감이 높은사람은자신과 타인을 신뢰하고, 서로간의 차이점을 존중하 ᄆ

ᅧ, 상황에 맞게 적절하게 반응하고, 감정을잘 수용하며, 변화에 대해서도 개방적이다. 반면 자아존중 ᄀ

ᅡ

ᆷ이 낮은사람은자신과 타인을 불신하거나 과소평가하고, 융통성이 부족하며, 감정을억압하고, 변화 ᄇ

ᅩ다는 현실에 안주하려는 경향이 강하다 (Rosenberg, 1965). 이러한 자아존중감은 생애 초기 양육자 ᄋ

ᅪ의 신뢰로운관계를 통하여 형성되기 시작하여 중년기의 삶의 질이나 심리적 안녕감에 주된 영향을미 ᄎ

ᅵ는요인으로 작용하고 있다 (Ha, 2016; Kim, 2016; Kim과 Kim, 2013).

ᄋ

ᅵ러한 자아존중감과 더불어 중년남성의 사회문화적 위기나 변화에 대한 부적응으로 인한 정서적 문 ᄌ

ᅦ의 해결을위해서는자신의 삶의 의미와 목적을재발견하고 이를추구해 나가는것이 중요하며 이러한 ᄌ

ᅡ신의 삶의 의미를재발견하기 위해서는영적인 건강이 무엇보다 중요하다. 간호이론가인 Travelbee (1971)에 의해 고통의 경험에서 의미를찾게 하는 실존적 의미의 간호개념으로도 제시된 영성 (spiritu- ality)은 인간의 신체적·정신적 차원을초월하여 역경에 반응하고, 삶의 의미와 가치를경험하게 하는 힘 ᄄ

ᅩ는 내적 자원의 총체로서 보편적인 인간의 본성을의미한다 (Oh 등, 2001). 이러한 영성은자신, 이 우

ᆺ,자연, 우주와의 조화로운관계를 통하여 자신을확장시킴으로써 자신을초월하고, 삶의 새로운의미 ᄋ

ᅪ 목적을 인식하며, 내적 자원의 통합을 통한 진정한 자기 발견의 속성이 있다 (Howden, 1992). How- den (1992)에 의하면 영성의 이러한 속성 중 ‘삶의 의미와 목적’은지금껏 삶의 주변에 항상 존재하던 거

ᆺ들을어느 순간 새로운의미로 파악할 수 있는것을의미하며, ‘내적 자원’은자신이 믿는 신앙적 가치 ᄋ

ᅪ 신념을토대로 힘든상황에서도 자신을다스릴 수 있는 힘·자질·자신감이 있어서 외적 상황과는관계 어

ᆹ이 내적 평화, 건강, 성숙을 통한 내면의 통합을이루려는 속성을말한다. 또한 ‘상호관계성’은자신과 ᄋ

ᅵ웃, 자연, 우주와 조화로운 관계를이루며 이것들이 모두 연결되는 통합적 일체성을의미하며, ‘초월 서

ᆼ’은자신을넘어 초월자나 궁극적인 참된가치, 우주와 신과의 만남과도 연결하려는 속성을의미한다.

ᄋ

ᅵ러한 삶과 죽음을초월하는영성의 초월적 속성의 부족은 죽음 및 내세에 대한 막연한 불안으로 이어 ᄌ

ᅧ 이는삶의 만족도를저하시키는요인이된다 (Park 등, 2018). 영성과 삶의 질에관련된 연구를살펴 ᄇ

ᅩ면 Seo와 Jeong (2017)의 중년남성의 일터 영성과 삶의 질 연구, Shim (2012)의 도박자의 영성과 삶 ᄋ

ᅴ 만족도 연구, Lee 등 (2011)의 대학운동선수의 영적 안녕과 심리적 안녕감 연구, Huh 등 (2008)의 ᄂ

ᅩ인의 영성과 삶의 질 연구 등에서 모두 정상관관계가 있는것으로 보고되었다. 즉, 영성이나 영적 안 녀

ᆼ감이 높을수록삶의 만족도나 질은 높아진다. 또한 영적인 안녕감은자신의 인생에 대한 의미와 삶에 ᄃ

ᅢ한 충족감을 느끼게 하며 (Lee 등, 2011), 영성의 수준이 높을수록성공적인 노화의 수준 역시 높다 (Chung과 Lim, 2013). 이러한 영성 또는영적 안녕감은자아존중감과 양의 상관관계가 있음이 보고되 ᄀ

ᅩ 있으며 (Kim, 2013; Lee 등, 2011), 영성적인 접근은자아존중감을 높이는 중재로 제시되기도 한다 (Rho, 2009). 이처럼 영성은자아존중감과긍정적인관계가 있으며, 영적추구활동을 통하여 인생에 대 ᄒ

ᅡᆫ 의미와 삶에 대한 충족감을느끼게 하여 노화도 성공적으로 이끌수 있다. 그러므로 본격적인 노화가 ᄌ

ᅵᆫ행되는 중년기에 있어서 영적추구활동 및 영적인 자기 인식은지금의 삶뿐만 아니라 다가오는노년기 ᄋ

ᅴ 삶의 질에 있어서도 중요한 요인으로 작용하고 있음을알 수 있다.

보

ᆫ연구는선행연구의 후속연구로서 중년남성의 자아존중감과 삶의 질과의관계에서 영성의 매개효과 르

ᆯ알아보기 위해 시도되었다. 자아존중감은자아실현 등을 통하여 이차적으로 길러지는경향도 있지만 ᄌ

ᅮ로 어린시절인 초기 양육시절부터 주된양육자를비롯한 의미있는타인들과의 질적인 관계를 통하여 ᄀ

ᅳ들의 평가나 견해 등에 반응하면서 오랜 시간동안 서서히 형성되어 인간의 전생애에 걸쳐 영향을미치 느

ᆫ경향이 있다 (Kim 등, 2011). 그러므로 노년을잘 준비해야된다는과업을지닌 중년의 남성들에게 이

ᆻ어서 종교적인 믿음을 포함한 영적인 충만을위해 노력하는 것이 그들의 남은 중노년의 삶에긍정적 ᄋ

ᅵᆫ 영향을미치는지 알아보고, 자아존중감과 삶의 질과의관계에서 영성의 매개효과를확인해 봄으로써

ᄌ

ᅡ아존중감 증진 전략과 더불어 건전한 영성의 강화를 통한 중년남성의 삶의 질 증진 전략을계획할 수 이

ᆻ을 것으로 예측하였다. 이에 중년남성의 주관적 삶의 질 모형 구축에 대한 선행연구(Ha, 2016)를바 ᄐ

ᅡᆼ으로 본연구에서는선행연구에서의 중년남성의 0삶의 질을결정하는가장 결정적인 요인으로 작용한 ᄌ

ᅡ아존중감과 삶의 질과의관계에서 영성의 매개 효과를알아봄으로써 중년남성으로 하여금자아존중감 ᄋ

ᅴ 증진과 더불어 자신의 영적인 의미를 인식하고 영적추구활동을 통하여 다가오는노년기를잘 준비할 ᄉ

ᅮ 있도록하기 위해 본연구를시도하였다.

1.2. 연구의 목적 ᄇ

ᅩᆫ연구는선행연구 (Ha, 2016)의 결과를바탕으로 중년남성의 자아존중감과 삶의 질의관계에서 영 서

ᆼ의 매개효과를확인하기 위함이며, 이에 대한 구체적인 목적은다음과 같다.

처

ᆺ째, 중년남성의 자아존중감, 삶의 질, 영성의 정도를파악한다.

ᄃ ᅮ

ᆯ째, 중년남성의 일반적 특성에 따른삶의 질의 차이를파악한다.

ᄉ

ᅦᆺ째, 중년남성의 자아존중감, 삶의 질, 영성과의관계를파악한다.

ᄂ

ᅦᆺ째, 중년남성의 자아존중감과 삶의 질과의관계어서 영성의 매개효과를파악한다.

2. 연구 방법

2.1. 연구설계 ᄇ

ᅩᆫ연구는 중년남성의 자존감과 삶의 질과의관계에서 영성의 매개효과를파악하기 위한 서술적 조사 ᄋ

ᅧᆫ구이다.

2.2. 연구대상 보

ᆫ 연구의 대상은 선행연구 (Ha, 2016)에서의 연구대상자인 40세-59세 사이의 자녀와 직업이 있는 ᄀ

ᅵ혼남성 493명의 연구대상자 중연구 주제에 대해 불성실하게 응답을보인 35명을제외한 458명을최 ᄌ

ᅩ

ᆼ 분석대상자로 선정하였다.

2.3. 연구도구 2.3.1. 자아존중감

ᄌ

ᅡ아존중감은 Rosenberg가 개발한 도구를 Jon이 번안한 자아존중감 척도 (self-esteem scale)를이용 ᄒ

ᅡ여 측정하였다 (Jon, 1974). 이 도구는긍정적인 문항이 5개, 부정적인 문항이 5개, 총 10개의 문항으 ᄅ

ᅩ 구성되어 있다. 4점 Likert 척도로서긍정적인 문항에서는 ‘대체로 그렇지 않다’ 1점에서 ‘항상 그렇 ᄃ

ᅡ’ 4점으로, 부정적인 문항에서는역문항 처리하며 점수의 범위는 10∼40점으로 점수가 높을수록자아 조

ᆫ중감이 높다는것을의미한다. 이 도구의 신뢰도는 Jon의 연구 (1974)에서 Cronbach’s α는 .85이었 ᄋ

ᅳ며, 본연구에서의 Cronbach’s α는 .78로 나타났다.

2.3.2. 삶의 질 ᄉ

ᅡ

ᆱ의 질은 Campbell이 개발한 도구를 Lee가 번안한 주관적 삶의 질 척도 (index of well-being)를이 ᄋ

ᅭ

ᆼ하여 측정하였다 (Campbell, 1976; Lee와 Lee 1997). 이 도구는최근의 경험에 대한 삶에 대한 느낌 8개 문항과 전반적인 삶의 만족도를 측정하는 1개의 문항으로 구성되어 있다. 삶에 대한 느낌은두 개

ᄋ

ᅴ 형용사를짝지어 제시하고, 최저 1점에서 최고 7점 사이의 어느 한 곳에 표시하도록한 7점 Likert 척 ᄃ

ᅩ이다. 삶에 대한 만족도는퍼센트 개념을사용하여 1.1의 가중치를두어 계산하며 11점 Likert 척도 ᄋ

ᅵ다. 점수의 범위는삶에 대한 느낌 8∼56점, 삶에 대한 만족도 1.1∼12.1점으로 점수가 높을수록삶의 지

ᆯ이 높은것을의미하며,근로자를대상으로한 Lee와 Lee의 연구 (1997)에서 Cronbach’s α는 .90이었 ᄋ

ᅳ며, 본연구에서의 Cronbach’s α는 .95로 나타났다.

2.3.3. 영성 여

ᆼ성은 Howden (1992)이 개발하고 Oh 등 (2001)이 번안하여 신뢰도와 타당도를검증한 영성평가 ᄎ

ᅥᆨ도 (spirituality assessment scale)를사용하였다. 이 도구는 총 28문항의 5점 Likert 척도로서 하부 여

ᆼ역으로서 ‘삶의 의미와 목적 (meaning and purpose in life)’ 4문항, ‘내적 자원 (innerness)’ 8문항,

‘상호관계성 (interconnectedness)’ 10문항, ‘초월성 (transcendence)’ 6문항으로 구성되어있다. ‘전혀 ᄀ

ᅳ렇지 않다‘ 1점에서 ’항상 그렇다‘ 5점으로 점수 범위는 28-140점이며, 점수가 높을수록영성의 정도 ᄀ

ᅡ 높은것을의미한다. 도구 개발 당시 Cronbach’s α는 .92, 하부 영역 .71-.92였으며, 본연구에서는 Cronbach’s α는 .94,하부 영역 .86-.88로 나타났다.

2.4. 자료수집 보

ᆫ 연구는 선행연구 (Ha, 2016)의 연구결과를 바탕으로 한 후속연구로서 선행연구 시행 전 연구의 ᄀ

ᅪ학성과 윤리성 검증 및 자료수집을위해 국립 B병원의 연구윤리위원회 (institutional review board, IRB)로부터 연구진행 및 연구 내용에 대해 승인을받은후 시행되었다 (승인번호: 1-005).

ᄌ

ᅡ료수집을위해 서울,대구, 울산, 부산, 경기, 강원, 충남, 경북, 경남, 제주도 지역에 위치한 5개 중 ᄒ

ᅡᆨ교, 5개 고등학교를선정하였으며, 연령의 고른 분포를위해 동지역의 10개 아파트 지역주민을대상 ᄋ

ᅳ로 임의표출하였다. 연구 절차 및 설문조사 방법의 일관성을도모하기 위해 프로토콜을제작하였다.

ᄒ

ᅡᆨ부모 대상의 조사 시에는연구자가 학교를방문하여 학교장의 승인 후 담임교사에게 프로토콜을사용 ᄒ

ᅡ여 설문조사 방법에 대한 설명을하였으며, 이후 담임교사를 통하여 연구 관련 설명서, 동의서 및 설 무

ᆫ지를포함한 봉투를학생의 가정으로 배부하였다. 서면으로 동의한 아버지만을대상으로 설문지에 응 ᄃ

ᅡ

ᆸ하도록하였으며 연구대상자가 직접 밀봉을하도록한 후 학생을 통하여 받은설문지를담임교사를 통 ᄒ

ᅡ여 우편으로 회수하였다. 아파트 주민은연구자가 아파트 부녀회를방문하여 프로토콜을사용한 설문 ᄌ

ᅩ사 방법 설명 후 연구관련 설명서, 동의서 및 설문지를포함한 봉투를아파트 주민에게 배부하도록 ᄒ

ᅡ였다. 이후 연구자가 부녀회를 통하여 설문지를회수하였으며 설문지를완성하는데 걸린 시간은 20분 저

ᆼ도 소요되었다.

보

ᆫ 연구는연구대상자의 윤리적인 측면의 고려를위해 익명과 비밀보장, 연구결과가 연구의 목적 이 ᄋ

ᅬ에는이용되지 않음 등에 대한 서면상의 설명 및 동의를받고 동의한 자들만을대상으로 설문지를작 서

ᆼ하도록한 후 대상자가 직접 밀봉하도록하였으며, 연구에 참여한 대상자에게는감사의 표시로 소정의 ᄉ

ᅥᆫ물을제공하였다.

2.5. 자료분석 ᄉ

ᅮ집된자료는 IBM SPSS Statistics 20.0을사용하여 다음과 같이 분석하였다.

• 대상자들의 일반적 특성은 빈도분석을사용하여 분석하였다.

• 대상자들의 자아존중감, 삶의 질, 영성에 대한 서술적 통계는기술통계를사용하여 분석하였다.

• 대상자들의 일반적 특성에 따른삶의 질은단순 분석은수준이 두 집단인 경우 독립 t-검정을, 세 지

ᆸ단 이상인 경우 분산분석 (ANOVA, analysis of variance) 후 유의한 경우 사후검정은 Bonfer- roni방법을이용하였다.

• 대상자들의 자아존중감, 삶의 질, 영성 간의 상관관계는 Pearson’s correlation analysis로 분석하 ᄋ

ᅧᆻ다.

• 대상자들의 자아존중감과 삶의 질과의관계에서 영성의 매개 효과를검증하기 위해 다중회귀분석 버

ᆸ을활용한 Baron과 Kenny (1986)의 3단계 매개효과 검증절차를이용하여 분석하였으며, 매개 ᄒ

ᅭ과에 대한 통계적 유의성 검정은 Sobel test로 검증하였다.

3. 연구 결과

3.1. 대상자의 일반적 특징 보

ᆫ연구 대상자의 나이는 40대가 68.6%였고, 교육정도는대졸이 58.5%로 가장 많았다. 직업은 일반 ᄉ

ᅡ무직이 29.5%로 가장 많았으며, 전문직, 관리직, 자영업, 서비스직, 생산직의 순이었다. 종교가 있는 ᄃ

ᅢ상자가 52.4%로 무교보다 많았으며, 자녀 수는 2명이 69.4%로 가장 많았다. 결혼유지 기간은 11년 ᄋ

ᅦ서 20년 사이가 52.4%로 가장 많았으며, 가정의 월수입은 400만원대가 23.6%로 가장 많았고, 300만 ᄋ

ᅯ

ᆫ대, 601만원이상, 300만원이하, 500만원대의 순이었다. 주관적인 건강상태는보통이 53.3%를차지 ᄒ

ᅡ였다 (Table 3.1).

Table 3.1 General characteristics of participant (N=458)

Characteristics Categories n %

Age (yr) 40-49 314 68.6

50-59 144 31.4

Education

≤High school 112 24.5

College 268 58.5

≥Graduate school 78 17.0

Job

Specialized job 87 19.0

Management 75 16.4

Office worker 135 29.5

Service 54 11.8

Production 35 7.6

Independent enterprise 72 15.7

Religion Have 240 52.4

None 218 47.6

Numbers of offspring

1 76 16.6

2 318 69.4

≥3 64 14.0

Duration of marriage (yr)

0-10 79 17.3

11-20 240 52.4

≥21 139 30.4

Family income

≤300 90 19.7

(10,000won/month)

301-400 103 22.5

401-500 108 23.6

501-600 63 13.8

≥601 94 20.5

Subjective health status

Good 182 39.7

Moderate 244 53.3

Poor 32 7.0

3.2. 대상자의 자아존중감, 삶의 질, 영성의 정도 ᄋ

ᅧᆫ구 대상자의 자아존중감 평균점수는 30.5점 이었다. 전체 삶의 질 평균점수는 48.7점 이었으며, ᄒ

ᅡ위 영역별로는삶에 대한 느낌 39.9점, 삶에 대한 만족도 8.8점 이었다. 영성에 있어서 전체 영성의 펴

ᆼ균점수는 98.3점 이었으며, 하위 영역별로는삶의 의미와 목적 14.9점, 내적 자원28.3점, 상호관계성 35.9점, 초월성 19.3점으로 나타났다 (Table 3.2).

Table 3.2 Degrees of self-esteem, quality of life and spirituality (N=458)

Variables M±SD Min Max

Self-esteem 30.5±3.69 19 40

QOL

General affect 39.9±9.06 12 56

Overall life satisfaction 8.8±1.63 3.3 12.1

Total 48.7±10.31 17.3 68.1

Spirituality

Purpose and meaning in life 14.9±2.67 5 20

Innerness 28.3±5.19 13 40

Interconnectedness 35.9±5.64 17 50

Transcendence 19.3±4.23 6 30

Total 98.3±15.16 48 140

*Quality of life

3.3. 대상자의 일반적 특성에 따른 삶의 질 ᄃ

ᅢ상자의 일반적 특성에 따른삶의 질은교육정도 (F = 6.84, p = .001), 직업 (F = 3.80, p = .002), ᄌ

ᅩ

ᆼ교 유무 (t = 2.26, p = .024), 가정의 월수입 (F = 3.88, p = .004), 주관적 건강상태 (F = 21.38, p < .001)에 따라 통계적으로 유의한 차이가 있었다. 즉,고졸이나 대졸보다는대학원이상의 학력을소 ᄋ

ᅲ한 대상자의 삶의 질이 더 높았으며, 직업으로는관리직과 사무직이 생산직보다 삶의 질이 더 높았다.

ᄌ ᅩ

ᆼ교가 있는대상자가 무교 대상자보다 삶의 질이 높았으며, 가정의 월수입 정도는 400만원이하 보다 601만원 이상의 고수입인 경우 삶의 질이 더 높았다. 주관적 건강상태는 자신이 건강하다고 느낄수록 ᄉ

ᅡ

ᆱ의 질도 높았다 (Table 3.3).

3.4. 연구 변수간의 상관관계 ᄃ

ᅢ상자의 삶의 질과 자아존중감은양의 상관관계 (r = .57, p < .001)를 나타내었다. 대상자의 삶의 지

ᆯ과 영성과는양의 상관관계 (r = .61, p < .001)가 나타났으며, 영성의 하위 영역인 삶의 의미와 목적 (r = .69, p < .001),내적 자원(r = .57, p < .001),상호관계성 (r = .47, p < .001), 초월성 (r = .44, p < .001)과의관계에서도 양의 상관관계가 나타났다. 대상자의 자아존중감과 영성과는양의 상관관계 (r = .50, p < .001)가 나타났으며, 영성의 하위 영역인 삶의 의미와 목적 (r = .59, p < .001), 내적 자 ᄋ

ᅯ

ᆫ(r = .47, p < .001),상호관계성 (r = .38, p < .001), 초월성 (r = .32, p < .001)과의관계에서도 양 ᄋ

ᅴ 상관관계가 나타났다 (Table 3.4).

Table 3.3 Quality of life according to general characteristics (N=458)

Characteristics Categories M±SD t or F p

Bonferroni

Age (yr) 40-49 49.0±10.00

0.94 .347

50-59 48.0±10.95

Education

≤High school(a) 46.3±11.44

6.84 .001

College(b) 48.8±10.01

(a,b<c)

≥Graduate school(c) 51.9±8.73

Job

Specialized job 48.9±9.72

3.80 .002

Management(a) 51.5±9.17

(a,b>c) Office worker(b) 49.3±10.21

Service 48.8±10.66

Production(c) 43.1±12.63 Independent enterprise 47.0±9.81

Religion Have 49.7±10.27

2.26 .024

None 47.6±10.25

Numbers of 1 48.3±10.07

0.65 .521

offspring 2 48.5±10.26

≥3 50.0±10.88

Duration of 0-10 49.0±9.84

0.08 .919

marriage (yr) 11-20 48.7±9.93

≥21 48.4±11.23

Family income

≤300(a) 46.8±11.15

3.88 .004

(10,000won/month)

301-400(b) 47.1±9.95

(a,b<c)

401-500 49.9±11.02

501-600 47.6±9.14

≥601(c) 51.6±9.05

Subjective health Good(a) 51.8±9.87

21.38 <.001

status Moderate(b) 47.4±9.83

(a>b>c)

Poor(c) 40.8±10.27

3.5. 자아존중감과 삶의 질과의 관계에서 영성의 매개효과 ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감과 삶의 질과의 관계에서 영성의 매개효과를 검증하기 위해 Baron과 Kenny (1986) 검증방법을적용한 후 Sobel test를 실시하였으며 결과는 Table 3.5와 같다.

ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감이 삶의 질에 미치는 영향에 대한 영성의 매개효과를 검정하기 위해 1단계에서 ᄌ

ᅡ아존중감이 영성에 미치는영향을 분석한 결과 자아존중감은영성에 유의미한 영향을 미치는것으로 ᄂ

ᅡ타났다 (β = .50, p < .001). 2단계에서 대상자의 자아존중감이 삶의 질에 미치는 영향에 대한 영향 ᄅ

ᅧᆨ 또한 통계적으로 유의미하였다 (β = .57, p < .001). 영성의 매개효과를검증하는 3단계에서 영성이 ᄐ

ᅩ

ᆼ제되었을때 종속변인인 삶의 질에 대한 독립변인인 자아존중감의 영향력은 통계적으로 유의미하였고 (β = .35, p < .001),매개변인인 영성의 영향력 또한 유의미하였다 (β = .44, p < .001). 또한 매개효과 ᄋ

ᅴ 유의성을검증하기 위해 Sobel test를수행한 결과 유의한 매개효과가 있는것으로 나타나 (z = 8.15, p < .001),자아존중감과 삶의 질과의관계에서 영성의 부분매개효과의 유의성이확인되었다.

Table 3.4 Correlation among variables (N=458)

QOL

Spirituality

Variables Genera Overall life Total Purpose Innerness Interco Transce Total

affect satisfaction Self- and nnecte ndence

esteem meaning dness

in life

r(p) r(p) r(p) r(p) r(p) r(p) r(p) r(p) r(p)

QOL

General affect 1.00

Overall life .73 1.00 satisfaction (<.001)

Total .99 .80 1.00

(<.001) (<.001)

Self-esteem .55 .53 .57 1.00

(<.001) (<.001) (<.001)

Spiritu

Purpose and .68 .57 .69 .59 1.00

ality

meaning in life (<.001) (<.001) (<.001) (<.001)

Innerness .56 .50 .57 .47 .72 1.00

(<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001)

Interconnectedness .46 .40 .47 .38 .58 .65 1.00

(<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001)

Transcendence .43 .42 .44 .32 .53 .66 .61 1.00

(<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001)

Total .60 .54 .61 .50 .79 .90 .87 .83 1.00

(<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001) (<.001)

*Quality of life

Table 3.5 Mediating effect of spirituality between self-esteem and quality of life (N=458)

Step B SE β t p Adj. R

VIF d z(p)

Step 1 Self-esteem →Spirituality 2.05 .17 .50 12.32 <.001 .25 1.95

Step 2 Self-esteem →QOL* 1.57 .11 .57 14.74 <.001 .32 2.04 8.15

Step 3 Self-esteem →QOL* 0.97 .11 .35 8.85 <.001 .46 1.33 1.83 (<.001) Spirituality →QOL* 0.29 .03 .44 11.04 <.001

*Quality of life

3.5.1. 자아존중감과 삶의 질과의 관계에서 삶의 의미와 목적의 매개효과 ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감과 삶의 질과의관계에서 삶의 의미와 목적의 매개효과를검증하기 위해 Baron과 Kenny (1986) 검증방법을적용한 후 Sobel test를 실시하였으며 결과는 Table 3.6과 같다.

ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감이 삶의 질에 미치는영향에 대한 삶의 의미와 목적의 매개효과를검정하기 위해 1단계에서 자아존중감이 삶의 의미와 목적에 미치는영향을 분석한 결과 자아존중감은삶의 의미와 목 ᄌ

ᅥᆨ에 유의미한 영향을미치는것으로 나타났다 (β = .59, p < .001). 2단계에서 대상자의 자아존중감이 ᄉ

ᅡ

ᆱ의 질에 미치는영향에 대한 영향력 또한 통계적으로 유의미하였다 (β = .57, p < .001). 삶의 의미와 ᄆ

ᅩᆨ적의 매개효과를검증하는 3단계에서 삶의 의미와 목적이 통제되었을때 종속변인인 삶의 질에 대한 ᄃ

ᅩᆨ립변인인 자아존중감의 영향력은 통계적으로 유의미하였고 (β = .25, p < .001), 매개변인인 삶의 의 ᄆ

ᅵ와 목적의 영향력 또한 유의미하였다 (β = .54, p < .001). 또한 매개효과의 유의성을검증하기 위해 Sobel test를수행한 결과 유의한 매개효과가 있는것으로 나타나 (z = 10.13, p < .001), 자아존중감과 ᄉ

ᅡ

ᆱ의 질과의관계에서 삶의 의미와 목적의 부분매개효과의 유의성이확인되었다.

Table 3.6 Mediating effect of purpose and meaning in life between self-esteem and quality of life (N=458)

Step B SE β t p Adj. R

VIF d z(p)

Step 1 Self-esteem →Purpose 0.43 .03 .59 15.65 <.001 .35 2.07 and meaning in life

Step 2 Self-esteem →QOL* 1.57 .11 .57 14.74 <.001 .32 2.04 10.13

Step 3

Self-esteem →QOL* 0.70 .11 .25 6.18 <.001 .51 1.54 1.81 (<.001) Purpose and meaning 2.04 .16 .54 13.15 <.001

in life →QOL*

*Quality of life

3.5.2. 자아존중감과 삶의 질과의 관계에서 내적 자원의 매개효과 ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감과 삶의 질과의 관계에서 내적 자원의 매개효과를 검증하기 위해 Baron과 Kenny (1986) 검증방법을적용한 후 Sobel test를 실시하였으며 결과는 Table 3.7과 같다.

ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감이 삶의 질에 미치는영향에 대한 내적 자원의 매개효과를검정하기 위해 1단계 ᄋ

ᅦ서 자아존중감이 내적 자원에 미치는영향을 분석한 결과 자아존중감은내적 자원에 유의미한 영향을 ᄆ

ᅵ치는것으로 나타났다 (β = .47, p < .001). 2단계에서 대상자의 자아존중감이 삶의 질에 미치는영 ᄒ

ᅣᆼ에 대한 영향력 또한 통계적으로 유의미하였다 (β = .57, p < .001). 내적 자원의 매개효과를검증하 느

ᆫ 3단계에서 내적 자원이 통제되었을때 종속변인인 삶의 질에 대한 독립변인인 자아존중감의 영향력 ᄋ

ᅳ

ᆫ 통계적으로 유의미하였고 (β = .39, p < .001), 매개변인인 내적 자원의 영향력 또한 유의미하였다 (β = .39, p < .001). 또한 매개효과의 유의성을검증하기 위해 Sobel test를수행한 결과 유의한 매개 ᄒ

ᅭ과가 있는것으로 나타나 (z = 7.41, p < .001), 자아존중감과 삶의 질과의관계에서 내적 자원의 부분 ᄆ

ᅢ개효과의 유의성이확인되었다.

Table 3.7 Mediating effect of innerness between self-esteem and quality of life (N=458)

Step B SE β t p Adj. R

VIF d z(p)

Step 1 Self-esteem →Innerness 0.66 .06 .47 11.42 <.001 .22 1.84

Step 2 Self-esteem →QOL* 1.57 .11 .57 14.74 <.001 .32 2.04 7.41

Step 3 Self-esteem →QOL* 1.06 .11 .39 9.69 <.001 .44 1.29 1.92 (<.001) Innerness →QOL* 0.76 .08 .39 9.71 <.001

*Quality of life

3.5.3. 자아존중감과 삶의 질과의 관계에서 상호관계성의 매개효과 ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감과 삶의 질과의 관계에서 상호관계성의 매개효과를 검증하기 위해 Baron과 Kenny (1986) 검증방법을적용한 후 Sobel test를 실시하였으며 결과는 Table 3.8과 같다.

ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감이 삶의 질에 미치는영향에 대한 상호관계성의 매개효과를검정하기 위해 1단계 ᄋ

ᅦ서 자아존중감이 상호관계성에 미치는영향을 분석한 결과 자아존중감은상호관계성에 유의미한 영향 으

ᆯ미치는것으로 나타났다 (β = .38, p < .001). 2단계에서 대상자의 자아존중감이 삶의 질에 미치는 여

ᆼ향에 대한 영향력 또한 통계적으로 유의미하였다 (β = .57, p < .001). 상호관계성의 매개효과를검 ᄌ

ᅳ

ᆼ하는 3단계에서 상호관계성이 통제되었을때 종속변인인 삶의 질에 대한 독립변인인 자아존중감의 영 ᄒ

ᅣᆼ력은 통계적으로 유의미하였고 (β = .46, p < .001), 매개변인인 상호관계성의 영향력 또한 유의미하 ᄋ

ᅧᆻ다 (β = .29, p < .001). 또한 매개효과의 유의성을검증하기 위해 Sobel test를수행한 결과 유의한 ᄆ

ᅢ개효과가 있는것으로 나타나 (z = 5.68, p < .001), 자아존중감과 삶의 질과의관계에서 상호관계성 ᄋ

ᅴ 부분매개효과의 유의성이확인되었다.

Table 3.8 Mediating effect of interconnectedness between self-esteem and quality of life (N=458)

Step B SE β t p Adj. R

VIF d z(p)

Step 1 Self-esteem 0.59 .07 .38 8.89 <.001 .15 1.95

→Interconnectedness

Step 2 Self-esteem →QOL* 1.57 .11 .57 14.74 <.001 .32 2.04 5.68

Step 3 Self-esteem →QOL* 1.26 .11 .46 11.55 <.001 .39 1.17 1.92 (<.001) Interconnectedness →QOL* 0.52 .07 .29 7.34 <.001

*Quality of life

3.5.4. 자아존중감과 삶의 질과의 관계에서 초월성의 매개효과 ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감과 삶의 질과의 관계에서 초월성의 매개효과를 검증하기 위해 Baron과 Kenny (1986) 검증방법을적용한 후 Sobel test를 실시하였으며 결과는 Table 3.9와 같다.

ᄃ

ᅢ상자의 자아존중감이 삶의 질에 미치는영향에 대한 초월성의 매개효과를검정하기 위해 1단계에서 ᄌ

ᅡ아존중감이 초월성에 미치는 영향을 분석한 결과 자아존중감은 초월성에 유의미한 영향을미치는 것 ᄋ

ᅳ로 나타났다 (β = .32, p < .001). 2단계에서 대상자의 자아존중감이 삶의 질에 미치는영향에 대한 여

ᆼ향력 또한 통계적으로 유의미하였다 (β = .57, p < .001). 초월성의 매개효과를검증하는 3단계에서 ᄎ

ᅩ월성이 통제되었을때 종속변인인 삶의 질에 대한 독립변인인 자아존중감의 영향력은 통계적으로 유 ᄋ

ᅴ미하였고 (β = .48, p < .001), 매개변인인 초월성의 영향력 또한 유의미하였다 (β = .28, p < .001).

ᄄ

ᅩ한 매개효과의 유의성을검증하기 위해 Sobel test를수행한 결과 유의한 매개효과가 있는것으로 나 ᄐ

ᅡ나 (z = 5.18, p < .001), 자아존중감과 삶의 질과의관계에서 초월성의 부분매개효과의 유의성이확 ᄋ

ᅵᆫ되었다.

Table 3.9 Mediating effect of transcendence between self-esteem and quality of life (N=458)

Step B SE β t p Adj. R

VIF d z(p)

Step 1 Self-esteem → 0.37 .05 .32 7.33 <.001 .10 2.01

Transcendence

Step 2 Self-esteem →QOL* 1.57 .11 .57 14.74 <.001 .32 2.04 5.18

Step 3 Self-esteem →QOL* 1.31 .11 .48 12.35 <.001 .39 1.12 1.92 (<.001) Transcendence →QOL* 0.69 .09 .28 7.38 <.001

*Quality of life

4. 논의 보

ᆫ연구는 중년남성의 자아존중감과 삶의 질과의관계에서 영성의 매개효과를파악하기 위해 시도하 ᄋ

ᅧᆻ다. 본연구 결과에 대한 논의는다음과 같다.

처

ᆺ째, 대상자의 일반적 특성에 따른삶의 질은교육정도, 직업, 종교 유무, 가정의 월수입, 주관적 건 ᄀ

ᅡᆼ상태에 따라 차이가 있었다. 즉,고졸이나 대졸보다는대학원이상의 학력을소유한 대상자의 삶의 질 ᄋ

ᅵ 더 높았으며, 직업으로는관리직과 사무직이 생산직보다 삶의 질이 더 높았다. 종교가 있는대상자 ᄀ

ᅡ 무교 대상자보다 삶의 질이 높았으며, 가정의 월수입 정도는 400만원이하 보다 601만원이상의 고수 이

ᆸ인 경우 삶의 질이 더 높았다. 주관적 건강상태는자신이 건강하다고 느낄수록삶의 질도 높았다. 선 ᄒ

ᅢᆼ연구로 중년여성을대상으로 한 연구들에서는경제적 상태가 좋을수록, 건강할수록삶의 질이 높았다 (Kang과 Lee, 2017; Kim, 2016). 노인을대상으로 한 Kim과 Lee의 연구 (2013)에서도 경제적 상태가 조

ᇂ을수록, 건강하다고 느낄수록삶에 대한 만족도는 높았으며, 남성 노인을 대상으로 한 Lee와 Choi의