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J Korean Acad Fundam Nurs > Volume 32(2); 2025 > Article
폐암 수술 환자의 극복력 구조모형

Abstract

Purpose

This study was conducted to establish and verify a hypothetical structural model and for identifying factors that affect the resilience of patients undergoing lung cancer surgery.

Methods

A survey was conducted with 223 patients through face-to-face interviews at the outpatient clinics of two university hospitals from January 26 to April 27, 2023. Ultimately, data from 206 participants were included in the analysis, after the exclusion of data from 17 participants who chose not to complete the survey. Data analysis was conducted using SPSS 27.0 and Mplus 8.

Results

The suitability of the hypothetical model was shown to be good (CFI=.97, RMSEA=.06, SRMR=.05). Hope was the only factor that directly affected resilience, and symptom distress had a double mediating effect on resilience through perceived social support and hope. Spirituality had a simple mediating effect on resilience through hope, while it had a double mediating effect on resilience through perceived social support and hope.

Conclusion

These findings suggest that it is necessary to strengthen spirituality and properly manage symptom distress in order to increase resilience in patients undergoing lung cancer surgery. It is also necessary to increase the degree of perceived social support and to develop and apply nursing interventions that can enhance hope.

서 론

1. 연구의 필요성

폐암은 국내 암 사망률 1위이며, 2016∼2020년 5년 상대 생존율이 36.8%로 전체 암 환자의 생존율 71.5%에 비해 매우 낮다[1]. 암 생존단계는 암 진단 후 2년 미만의 급성 생존기, 진단 후 2년에서 5년 미만의 확장 생존기, 진단 후 5년 이상의 영속적 생존기 등 3단계로 구분되는데[2] 폐암 수술 환자의 경우, 급성 생존기 동안 무기폐, 장기 공기누출, 폐렴, 급성호흡곤란증후군 등의 폐 합병증을 겪을 수 있으며, 암의 재발이나 전이가 발생하기도 한다[3]. 수술 후에도 재발률은 20∼50%이며, 폐암은 암 치료의 발전에도 불구하고 여전히 사망률 1위를 기록하고 있다[4].
개인이 역경에 직면했을 때 회복할 수 있도록 하는 능력이 극복력인데[5] 암 환자에게 있어 극복력은 정신적, 신체적 건강을 개선하고, 심리적 안정감을 높인다[6]. 폐암 환자는 치료 과정에서 고통을 견디며 재발 방지를 위해 건강한 습관을 유지하고, 지속적인 관찰을 통해 급성 생존기를 이겨내야 하므로 극복력의 중요성이 더욱 강조된다. 그러나 폐암 수술 환자의 극복력은 선행 연구에서 평균 50점대로[7,8] 유방암, 소화기암, 갑상선 암 등을 포함하는 전체 암 환자의 극복력 수준인 평균 88점에 비해[9] 매우 낮은 것으로 나타났다. 극복력은 암 경험과 관련된 역경에 직면하는 역동적인 과정으로[6] 폐암 수술 환자의 극복력을 높이기 위해서는 극복력에 직 ‧ 간접적으로 영향을 미치는 다양한 요인들에 대한 이해가 우선시되어야 한다.
선행 연구에 따르면 증상 디스트레스는 심리적, 사회적, 영적 불쾌감을 포함하는 개념으로[10] 폐암 환자는 중증 이상의 증상 디스트레스를 자주 경험한다[11]. 증상 디스트레스가 적절히 조절되지 않을 때 이는 삶의 질을 현저히 저하하고, 일상으로의 복귀를 가로막는 등 암 완치에 부정적인 영향을 미칠 수 있으며[12] 지속되는 증상 디스트레스는 극복력과 부정적인 연관성을 가진다[13]. 그 외 폐암 환자의 지각된 사회적 지지 정도는 대처와 자기효능감의 부분 매개 효과를 통해 극복력에 긍정적인 영향을 미치는데[14] 특히 자기효능감은 최근 국외에서 극복력의 중요한 변수로 강조된다[7,8]. 또한 영성과 희망 역시 극복력을 높이는 주요 요인이다[15]. 따라서 본 연구에서는 폐암 수술 환자의 극복력 강화를 위해 이상의 내용을 바탕으로 증상 디스트레스, 지각된 사회적 지지, 대처, 자기효능감, 영성, 희망 변수를 중점적으로 살펴보고자 한다.
질병 극복력 모델은 질병 불확실성, 증상 디스트레스, 방어적 대처, 사회 통합, 가족환경, 긍정적 대처, 희망에서 파생된 의미, 영적 관점, 극복력, 자기 초월을 포함하며, 암 및 만성질환이 있는 젊은 성인을 대상으로 한다[16]. 이 모델은 다양한 암 환자군에서 활용되며, 극복력 강화를 위한 보호 요인을 이해하고 중재 방안을 제안하는 데 사용되었다. 따라서 본 연구는 질병 극복력 모델을 적용하여 급성 생존기에 속하는 폐암 수술 환자의 극복력 영향 요인과 요인 간 관계를 분석하고자 하며 극복력 강화를 위한 중재 프로그램 개발에 기초자료를 제공하고자 한다.

2. 연구목적

본 연구는 질병 극복력 모델을 바탕으로 폐암 수술 환자의 극복력 관련 요인과 매개효과를 규명하고, 가설적 구조모형을 통해 변인 간 관계를 검증하는 것을 목적으로 한다.

3. 연구의 개념적 기틀 및 가설모형

Haase 등[16]의 질병 극복력 모델은 위험요인, 보호 요인, 결과요인을 중심으로 다음과 같은 주요 개념이 포함된다. 위험요인은 질병의 예측 불가능성인 질병 불확실성, 증상으로 인한 고통인 증상 디스트레스, 스트레스에 대한 부정적 반응인 방어적 대처이며 보호 요인은 긍정적이고 능동적으로 행동하는 용기 있는 대처, 사회적 네트워크로부터의 지원인 사회 통합, 가족 내 환경이 환자에게 영향을 준다는 가족 환경, 희망을 통한 긍정적 해석인 희망에서 파생된 의미, 영적인 신념과 가치관인 영적 관점이다. 결과요인은 질병 상황에서의 회복 능력인 극복력, 경험을 넘어 성장하는 자기 초월이다. 이 모델에서 용기 있는 대처와 희망은 극복력에 영향을 주며 질병 디스트레스는 사회 통합, 대처, 희망에 영향을 준다. 영적 관념은 사회 통합, 용기 있는 대처, 희망에서 파생된 의미에 영향을 주고, 사회 통합은 용기 있는 대처와 희망을 통해 극복력에 기여한다[17].
본 연구는 질병 극복력 모델과 폐암 환자의 극복력에 대한 문헌 고찰을 토대로 가설적 구조모형을 구축하고 검증하였다. 본 연구에 포함된 최종 변수는 증상 디스트레스, 지각된 사회적 지지, 영성, 대처, 자기효능감, 희망, 극복력이며 선행 연구에서 폐암 환자의 증상 디스트레스가 극복력을 낮추고[13], 지각된 사회적 지지와 영성[18], 자기효능감이 극복력을 높인다는 결과[8], 그리고 지각된 사회적 지지가 대처와 자기효능감을 높이며[14] 증상 디스트레스가 자기효능감을 낮추고[8], 조기 폐암 수술 환자의 증상 디스트레스가 지각된 사회적 지지를 감소시킨다는 결과[19]를 참고하였다. 이를 통해 2개의 외생변수와 5개의 내생변수, 18개의 연구 가설 경로를 설정하였다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 폐암 수술 환자의 극복력에 영향을 미치는 요인을 규명하고, 이를 바탕으로 가설적 구조모형을 구축하여 변인 간의 관계를 검증하는 구조방정식 모형 연구이다.

2. 연구대상

본 연구는 서울시의 2개 대학병원에서 폐암 수술 후 외래 경과 관찰 중인 환자로 1) 만 18세 이상의 성인 남녀, 2) 원발성 비소세포폐암으로 진단받은 자, 3) 폐암 수술 후 2주 이상∼2년 미만의 급성 생존기에 해당하는 환자이다[2]. 최대우도법(maximum likelihood)에 적합한 최소 표본의 크기는 200명 이상이어야 하며[20], 본 연구에서는 탈락률 10%를 고려하여 223명을 대상으로 하였다. 결측치는 없었고, 중도 거절한 17명을 제외하여 최종 206개의 자료를 통계분석에 사용하였다.

3. 연구도구

본 연구에서는 도구 개발자와 사용 승인기관의 허락을 받은 후 도구를 사용하였다.

1) 증상 디스트레스

증상 디스트레스는 Mendoza 등[21]의 MD. Anderson Symptom Inventory Lung Cancer 도구의 한국판을 사용하였다. 총 33문항으로 16개 문항은 증상의 심각성을, 17개 문항은 증상으로 인한 불편감을 측정한다. 지난 24시간 동안의 증상을 0점(‘없음’)에서 10점(‘상상할 수 없을 정도로 심함’)으로 평가하며, 총 점수는 0점에서 최고 330점 까지로, 점수가 높을수록 증상 디스트레스가 심함을 나타낸다. 도구 개발 당시와 본 연구에서의 Cronbach's ⍺는 각각 .91, .93 및 .93, .93이다.

2) 지각된 사회적 지지

지각된 사회적 지지는 Zimet 등[22]이 개발한 Multi-dimensional Scale of Perceived Social Support 도구를 신준섭과 이영분[23]이 국문으로 번역한 도구를 사용하였다. 총 12문항으로 구성되며, 가족지지, 친구지지, 특별지지 각각 4문항이 포함되었다. 응답은 5점 Likert 척도로 ‘매우 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점까지이며, 총점은 최저 12점에서 최고 60점 사이로, 점수가 높을수록 지각된 사회적 지지의 정도가 높음을 의미한다. 번역 도구의 Cronbach's ⍺는 .89, 하위영역별 Cronbach's ⍺는 가족지지 .86, 친구지지 .84, 특별지지 .87이었으며 본 연구에서 Cronbach's ⍺는 .90, 하위영역별 Cronbach's ⍺는 각각 .67, .60, .70이었다.

3) 영성

영성은 Reed [24]의 Spirituality Perspective Scale 도구를 Kim 등[25]이 국문으로 번역하여 신뢰도와 구성타당도를 검증한 도구를 사용하여 측정하였다. 총 10개 문항으로, 6점 Likert 척도인 하위구인이 없는 단일 영역으로 개인의 영적 신념과 영적 관련 행위를 평가한다. 영적 신념은 ‘전혀 동의하지 않음’1점에서 ‘매우 동의함’ 6점으로, 영적 관련 행위는 ‘전혀 하지 않는다’ 1점에서 ‘약 하루에 한 번’ 6점으로 측정한다. 점수는 최저 10점에서 최고 60점으로, 점수가 높을수록 영성의 정도가 큰 것을 의미한다. 번역 도구의 Cronbach's ⍺는 .90, 본 연구에서는 .97이었으며, 문항묶음(item parceling) 후 하위 영역별 지표의 Cronbach's ⍺는 각각 .94, .96, .95였다.

4) 대처

대처는 Moorey 등[26]의 Cancer Coping Questionnaire 를 김종남 등[27]이 수정 및 타당화한 암 대처 질문지-한국판(KCCQ)을 사용하였다. 이 도구는 총 23문항으로, 대인 간 대처 9문항과 개인 내 대처 14문항으로 구성된 4점 Likert 척도이다. ‘매우 그렇다’ 4점에서 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점으로, 점수는 23점에서 92점 범위로, 점수가 높을수록 대처 능력이 우수함을 의미한다. 한국판 도구에서 Cronbach's ⍺는 .90, 하위영역별로는 개인 내 대처 .88, 대인 간 대처 .90이었며, 본 연구에서 Cronbach's ⍺는 .94, 하위영역별로는 각각 .90, .94였다.

5) 자기효능감

자기효능감은 Foster 등[28]의 Cancer Survivors’ Self-Efficacy Scale를 Kim 등[29]이 국문으로 수정 및 번역한 한국판 암 생존자 자기효능감 척도(CSSES-K)를 사용하였다. 총 10문항으로, 건강문제 관리 5문항, 도움 및 지원 5문항으로 구성되며, 10점 척도이다. ‘전혀 자신 없음’ 1점에서 ‘매우 자신 있음’ 10점으로, 점수는 10점에서 100점 범위로, 점수가 높을수록 자기관리 자기효능감이 높음을 의미한다. 번역 도구의 Cronbach's ⍺는 .92, 하위영역별 Cronbach’ s는 건강문제 관리 .87, 도움 및 지원 .88이었으며, 본 연구에서 Cronbach's ⍺는 .93, 하위영역별로는 각각 .93, .88이었다.

6) 희망

희망은 Herth [30]의 The Herth Hope Index를 태영숙과 윤수정[31]이 국문으로 번역한 도구를 사용하였다. 총 12개 문항, 4점 Likert 척도로 ‘매우 그렇다’ 4점에서 ‘전혀 아니다’ 1점이다. 총 12점에서 48점이며 점수가 높을수록 희망 정도가 높음을 의미한다. 번역 도구와 본 연구에서 Cronbach's ⍺는 각각 .89, .91이었고, 본 연구에서 문항묶음 과정을 거친 후 형성한 하위 영역별 지표의 Cronbach's ⍺는 각각 .86, .89, .84였다.

7) 극복력

극복력은 Campbell-Sills와 Stein [32]의 Connor david-son resilience scale 10의 한국판 도구를 사용하였다. 총 10문항, 5점 Likert 척도로 ‘전혀 그렇지 않다’ 0점에서 ‘매우 그렇다’ 4점이다. 점수는 0점에서 최고 40점까지이며 점수가 높을수록 극복력이 높음을 나타낸다. 재구성한 도구와 본 연구에서 Cronbach's ⍺는 각각 .85, .94였고, 본 연구에서 문항묶음 과정을 거친 후 형성한 하위 영역별 지표의 Cronbach's ⍺는 각각 .91, .91, .92였다.

4. 연구진행

1) 자료 수집

자료 수집은 2023년 1월 26일부터 4월 27일까지 서울시 2개 대학병원 외래에서 대면 설문조사 방식으로 진행되었으며, 연구자는 모집문건을 게시 후 참여 의사를 밝힌 대상자가 요건에 부합한 경우, 연구 목적과 방법 등을 설명하고 동의서를 받았다. 설문지는 현장에서 작성하고, 연구자가 즉시 회수 및 보충 질문하여 미완성 항목을 확인하였다. 작성 시간은 약 10분에서 30분이었다.

2) 윤리적 고려

조사는 각 병원의 생명윤리심의위원회(Institutional Review Board, IRB) 승인(IRB No. 2022-12-031-002, IRB No. 2023-01-021-001) 후 시행하였고, 참여자는 자발적 참여와 비밀보장, 원하지 않으면 언제든지 연구를 중단할 수 있음에 대한 설명을 충분히 받았다. 설문 후에는 일만 원 상당의 답례품을 제공하였고, 관련 자료는 비밀번호가 설정된 별도의 저장장치에 보관하였다.

5. 자료분석

수집된 자료는 SPSS/WIN 27.0 프로그램과 Mplus 8을 사용하여 분석하였으며, 일반적 특성은 서술적 통계, 연구모형의 추정은 완전정보 최대우도 방법으로 진행하였다. 모형의 적합도는 x2 검정, Root Mean Squared Error of Approximation (RMSEA), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR)과 Comparative Fit Index (CFI)로, 각 요인의 수렴타당도는 평균분산추출(Average Variance Extracted, AVE)과 개념신뢰도(Composite Relablity), 표준요인부하량(Standard Factor Loading)으로 분석하였다. 변별 타당도는 요인 간 상관관계 추정치를 이용하였고, 유의성 검증은 회귀계수(Regression Weights), 표준오차(Standard Error), p 값으로, 내생변수의 설명력은 다중상관 자승(Squared Multiple Correlations, SMC)으로 검증하였다. 최종모형의 직, 간접효과 및 총 효과와 매개효과는 부트스트랩(bootstrapping) 방법, 유의수준은 95% 부트스트랩 신뢰구간으로 분석하였다.

연구결과

1. 연구대상자의 일반적, 질병 관련 특성

본 연구의 대상자는 206명으로(남성 124명, 60.2%), 평균 연령은 67.2±6.17세였다, 대부분 1기 폐암 환자(146명, 70.9%)였으며, 대부분 1회 수술받았다(192명, 93.2%)(Table 1).
Table 1.
General and Disease related Characteristics o Participants (N=206
Variables Categories n (%) or M± SD
Gender   Men 124 (60.2)
Women 82 (39.8)
Age (year)      18∼29 0 (0.0)
30∼39 3 (1.5)
40∼49 4 (1.9)
50∼59 29 (14.0)
60∼69 85 (41.3)
≥70 85 (41.3)
67.2±6.17
Marital status   Single 40 (19.4)
Married 166 (80.6)
Education level    ≤ Middle school 70 (34.0)
High school 87 (42.2)
≥ College 49 (23.8)
Employed No 135 (65.5)
Yes 71 (34.5)
Religious identification No 82 (39.8)
Yes 124 (60.2)
Stage of lung cancer Stage 1 146 (70.9)
Stage 2 42 (20.4)
Stage 3 15 (7.3)
stage 4 3 (1.4)
Type of lung cancer Adenocarcinoma 166 (80.6)
Squamous cell carcinoma 31 (15.0)
Others 9 (4.4)
Time since lung cancer diagnosis (month) ≤3 57 (28.2)
4∼6 28 (13.6)
7∼12 52 (25.2)
≥13 68 (33.0)
10.09±8.44
Number of lung cancer operations 1 192 (93.2)
≥2 14 (6.8)
Type of treatment   Surgery 185 (89.8)
Surgery+Chemotherapy 21 (10.2)
Family history   No 33 (16.0)
Yes 173 (84.0)

M=mean; SD=standard deviation.

2. 측정변수의 서술적 통계와 정규성 및 다중공선성 검증

증상 디스트레스는 평균 63.33±55.78점, 지각된 사회적 지지 42.58±10.73점, 영성 30.53±16.01점, 대처 58.56±14.79점, 자기효능감 68.75±21.29점, 희망 35.31±7.10점, 극복력 28.53 ±7.61점이었다. 모든 변수는 왜도의 절대값이 2를 넘지 않고, 첨도의 절댓값이 7을 넘지 않아[33] 정규성을 충족했으며(Table 2) 독립 변수 간 상관계수는 .85 미만으로[34] 다중공선성이 검증되었다(Table 3).
Table 2.
Descriptive Statistics and Construct Validity of the Measured Variables (N=206)
Variables M± SD Skewness Kurtosis Possible Range Observed Range
Symptom distress 63.33±55.78 1.33 2.50 0∼330 0∼330
    Symptom severity 34.70±29.36 1.09 1.17 0∼160 0∼160
    Symptom discomfort 28.63±29.43 1.43 2.56 0∼170 0∼170
Perceived social support 42.58±10.73 -0.30 -0.18 12∼60 12∼60
    Family support 16.97±3.56 -1.60 2.80 4∼20 4∼20
    Friends support 14.02±4.49 -0.51 -0.45 4∼20 4∼20
    Significant others (doctors, nurses) 11.59±5.45 0.09 -1.21 4∼20 4∼20
Spirituality 30.53±16.01 0.27 -1.24 10∼60 10∼60
    Spirituality 1 9.04±5.05 0.26 -1.29 3∼18 3∼18
    Spirituality 2 8.86±5.02 0.33 -1.21 3∼18 3∼18
    Spirituality 3 12.64±6.36 0.17 -1.21 4∼24 4∼24
Coping 58.56±14.79 0.37 -0.39 23∼92 25∼92
    Individual coping 36.11±8.75 0.12 -0.55 14∼56 16∼56
    Interpersonal coping 22.46±7.43 0.28 -0.81 9∼36 9∼36
Self-efficacy 68.75±21.29 -0.39 -0.46 10∼100 10∼100
    Health problem management 35.37±11.43 0.12 -0.55 5∼50 5∼50
    Seeking help and support 33.37±11.59 0.28 -0.81 5∼50 5∼50
Hope 35.31±7.10 -0.34 -0.05 12∼48 12∼48
    Hope 1 11.46±2.43 -0.36 0.33 4∼16 4∼16
    Hope 2 12.33±2.50 -0.47 0.06 4∼16 4∼16
    Hope 3 11.52±2.79 -0.17 -0.57 4∼16 4∼16
Resilience 28.53±7.61 -0.45 0.15 0∼40 6∼40
    Resilience 1 8.15±2.58 -0.34 0.02 0∼12 0∼12
    Resilience 2 8.63±2.51 -0.63 0.43 0∼12 0∼12
    Resilience 3 11.75±2.95 -0.46 -0.20 0∼16 0∼16

M=mean; SD=standard deviation.

Table 3.
Correlation among the Measured Variables (N=206)
Variables X1 Y1 Y2 Y3 X2 Y4
r (p) r (p) r (p) r (p) r (p) r (p)
Y1 -.23 (.005)
Y2 -.07 (.359) .63 (<.001)
Y3 -.35 (<.001) .64 (<.001) .47 (<.001)
X2 .03 (.695) .18 (.032) .12 (.134) .20 (.008)
Y4 -.16 (.027) .58 (<.001) .51 (<.001) .70 (<.001) .35 (<.001)
Y5 -.15 (.047) .46 (<.001) .34 (<.001) .60 (<.001) .28 (<.001) .75 (<.001)

X1=Symptom distress; X2=Spirituality; Y1=Perceived social support; Y2=Coping; Y3=Self-efficacy; Y4=Hope; Y5=Resilience.

3. 측정모형의 적합도와 구인타당도 확인

1) 잠재변수의 문항묶음

본 연구는 영성, 희망, 극복력의 측정을 위해 문항묶음 과정을 사용하였다. 종속변수인 극복력은 총 10개의 문항으로, 하위구인으로 나누어지지 않는 하나의 차원을 형성하며 독립변수인 영성과 매개변수인 희망 역시 각각 10개, 12개의 문항으로 하나의 차원을 형성한다. 척도가 일차원성을 확보한 경우, 고유분산을 분배하는 무선 알고리즘이나 요인 알고리즘이 적절하다[35]. 본 연구에서는 고유분산을 분배하는 요인 알고리즘을 적용하여 문항묶음 수는 Matsunaga [36]의 제안에 따라 구인당 3개의 묶음(영성 1,2,3, 희망 1,2,3, 극복력 1,2,3) 지표변 수를 형성하였다.

2) 측정모형의 적합도

연구 모형의 적합도 결과 x2 통계량은 210.99 (p<.001)로 영가설을 기각했으나, CFI는 .97로 Hu와 Bentler [37]의 기준인 .95 이상에 따르면 좋은 적합도를 나타냈고, SRMR은 .05로 Hu와 Bentler [37]의 기준인 .08 이하를 만족하며, RMSEA는 .06로 Browne과 Cudeck [33]의 .08 이하 기준을 만족하여 적합도가 좋은 것으로 판단되었다.

3) 측정모형의 구인타당도

개념타당도(CR) 값은 .69∼.97로 Hair 등[35]이 제시한 엄격한 기준인 .70에 근접하거나 이를 초과하였고, 표준화 요인부하 값은 .57∼.97로 Hair 등[35]의 권고 기준인. 50보다 크게 나타나 수렴타당도를 만족하였다. Fornell과 Larcker [38]는 변별 타당도 검증을 위해 AVE 값이 0.5 이상이며 AVE의 제곱근 값이 잠재변수 간 상관계수 중에서 가장 큰 값보다 커야 한다고 제안하였다. 본 연구에서는 AVE의 제곱근 값이 .65∼.96 사이로 변별 타당도의 기준을 충족하였으나 지각된 사회적 지지의 AVE 제곱근 값이 .65로, 잠재변수 간 상관계수 중 가장 큰 값(.75) 보다 작아 변별 타당도에 제한이 있을 수 있었다. 그러나 본 연구에서는 AVE 값이 0.5 이상으로 기준을 충족하였고, Kline [39]이 제시한 요인 간 상관계수가 .90을 넘지 않는 경우 변별 타당도가 확보될 수 있다는 기준을 만족하여 변별 타당도가 적절히 확보되었다고 판단되었다(Table 3).

4. 가설적 모형의 검증

1) 가설적 모형의 적합도 검증

적합도 추정 결과 x2 통계량은 237.65 (p<.001), CFI=.97, SRMR=.05, RMSEA=.06로 나타나 전체적으로 적합도가 좋은 것으로 판단되었다.

2) 가설적 모형의 모수 추정

지각된 사회적 지지는 증상 디스트레스가 높을수록(β=-.26, p=.005) 낮고, 영성이 높을수록(β=. 23, p=.004) 높았다. 대처는 지각된 사회적 지지가 높을수록(β=.71, p<.001) 높았고, 자기효능감은 지각된 사회적 지지가 높을수록(β=.74, p<.001) 증가했으며 희망은 영성과(β=.20, p=.003) 지각된 사회적 지지가 높을수록(β=.69, p<.001) 증가했다. 극복력은 희망이 높을수록(β=.69, p<.001)로 증가했으며, 각 요인에 대한 설명력은 약 12%에서 63% 사이로, 지각된 사회적 지지 약 12%, 대처 약 47%, 자기효능감 약 63%, 희망 약 58%, 극복력 약 57%로 나타났다(Table 4).
Table 4.
Direct, Indirect and Total Effects in the Model (N=206)
Endogenous variables Exogenous variables Direct effect Indirect effect Total effect SMC
β p β β p
[95% CI] [95% CI] [95% CI]
Perceived social support Symptom distress -.26 .005 -.26 .005 .12
Spirituality .23 .004 .23 .004
Coping Symptom distress .11 .155   .11 .155 .47
Perceived social support .71 <.001   .71 <.001
Spirituality -.04 .664 -.04 .664
Self-efficacy Symptom distress -.15 .150 -.15 .150 .63
Perceived social support .74 <.001 .74 <.001
Hope Symptom distress .00 .986   .00 .986 .58
Spirituality .20 .003   .20 .003
Perceived social support .69 <.001   .69 <.001
Resilience Symptom distress .01 .822 -.17 -.16 .57
[-.062, .069] [-.158 -.020] [-.166, -.003]
Perceived social support -.03 .905 -.03 .905
Spirituality .02 .720 .26 .28
[-.045, .068] [.070, .185] [.068, .205]
Coping -.08 .440 -.08 .440
Self-efficacy .19 .402 .19 .402
Hope .69 <.001 .69 <.001

CI=confidence interval; SMC=squared multiple correlation.

5. 가설적 모형의 효과분석

1) 가설적 모형의 직접 효과, 간접효과, 총 효과

희망(β=.69, p<.001)만이 극복력에 직접 효과가 있었고, 증상 디스트레스는 지각된 사회적 지지와 희망을 매개로 하여 극복력에 간접효과와(β=-.17, 95% CI=[-.16, -.02]) 총 효과(β= -.16, 95% CI=[-.17-.00])를, 영성은 희망 및 지각된 사회적 지지를 매개로 하여 극복력에 간접효과와(β=.26, 95% CI=[-.07, -.19]) 총 효과(β=.29, 95% CI=[-.07, -.21])를 나타내었다.

2) 가설적 모형의 매개효과

본 연구에서는 매개효과의 검정을 위해 부트스트랩(boot-strap) 표집방법[40]을 사용하였으며, 표집분포를 형성하기 위해 총 10,000번의 부트스트랩 재표집 과정을 거치고 95% 신뢰구간을 설정하였다. 본 연구에서 증상 디스트레스 ⟶지각된 사회적 지지 → 희망 → 극복력의 95% 부트스트랩 신뢰구간 추정치[-.14, -.02]가 0을 포함하고 있지 않아 부적으로 유의하였고, 영성 ⟶희망 → 극복력 경로[.02, .11]와 영성→ 지각된 사회적 지지 → 희망 → 극복력의 신뢰구간 추정치가[.01, .11]로서 역시 0을 포함하고 있지 않아 정적으로 유의하였다(Figure 1).
Figure 1.
Path diagram for the final model.
jkafn-32-2-174f1.jpg

논 의

본 연구는 급성 생존기 폐암 수술 환자의 극복력을 향상하기 위해 Haase 등[16]의 질병 극복력 모델을 기반으로 가설적 구조모형을 설정하고 검증하였다. 모형적합도는 전반적으로 양호했으며, 18개의 경로 중 7개가 유의하였다. 특히, 희망이 극복력에 직접적으로 영향을 미쳤고, 증상 디스트레스와 영성은 지각된 사회적 지지 및 희망을 통해 간접적으로 영향을 주었다.
본 연구에서 폐암 수술 환자의 극복력은 평균 28.5점으로 항암화학요법과 방사선 치료를 받는 폐암 환자를 포함한 Zhang 등[8]의 연구보다 높게 나타났다. 비소세포폐암은 초기에 발견하면 수술로 완치할 수 있는데[4] 본 연구의 대부분은 수술만 받은 I, II기의 환자이므로 최근 조기진단 및 의료 기술 발전이 역경을 이겨내고자 하는 능력인 극복력에 영향을 주었을 것으로 생각한다.
본 연구에서 증상 디스트레스는 지각된 사회적 지지와 희망을 통해 극복력에 간접적인 영향을 주었다. 이는 선행 연구에서 폐암 환자의 증상 디스트레스가 극복력에 직접 효과를 보이지 않은 것[8]과 유사하며 Li 등[41]이 암과 관련된 생리적 변화, 치료와 관련된 제약 등이 암 환자의 사회적 고립을 높인다고 한 것과 그 맥이 같다. 이처럼 증상 디스트레스는 극복력을 직접 낮추지 않을 수 있으나 사회적 고립 정도에 영향을 미쳐 지각된 사회적 지지와 극복력을 낮출 수 있다. Greer 등[42]은 폐암 환자에게 인지행동 치료를 적용하고, 이 중재가 호흡곤란과 불안 및 우울과 같은 증상 완화에 효과적임을 확인하였는데 이러한 인지행동 치료를 포함한 간호중재 프로그램으로 폐암 수술 환자의 증상을 관리한다면 지각된 사회적 지지 및 극복력 향상에도 도움을 줄 것이다.
본 연구에서 영성은 지각된 사회적 지지를 통해 극복력에 간접적으로 영향을 미쳤는데 이는 Li 등[43]이 식도암 환자의 영적 안녕이 지각된 사회적 지지와 긍정적으로 연관된다고 한 것과 일치한다. 환자의 신념에 따른 종교 및 영적 의례를 의료 환경에 포함하고, 영적 일기나 전문가와의 영적 상담 같은 지지체계를 활용하는 것이 지각된 사회적 지지 및 극복력 강화에 도움이 될 것이다.
본 연구에서 지각된 사회적 지지는 희망을 통해 극복력에 간접적인 영향을 미쳤다. 이는 질병 극복력 모델을 적용한 유방암 환자의 극복력 관련 연구[44]에서 지각된 사회적 지지가 희망을 매개로 극복력에 간접효과를 보인 것과 일치한다. 지역사회의 사회적 지지는 개인의 극복력을 높이는 데 도움이 되므로[45] 폐암 수술 환자의 희망과 극복력을 높이기 위해 지역 내 그룹 모임이나 온라인 커뮤니티, 심리적 지원 서비스를 활용할 수 있도록 기회를 제공하는 것이 필요하다.
본 연구에서 희망은 극복력에 직접적으로 긍정적인 영향을 미쳤는데 이는 유방암 환자의 희망이 극복력에 직접 효과를 미친 것으로 나타난 연구 결과와 일치한다[44]. 암 환자에게 개별 치료를 사용한 심리적 및 사회적 간호 개입은 그룹 치료보다 높은 수준의 희망을 유도하고, 생존 기간에 긍정적인 영향을 미치므로[42] 폐암 수술 환자 개인의 상황에 맞는 맞춤형 상담을 제공하고 가족 및 사회적 지지 네트워크와 관계 강화를 위한 프로그램을 개별적으로 제공하는 것이 필요하다.
한편, 본 연구에서 자기효능감과 대처는 극복력에 유의미한 영향을 미치지 않았다. 이는 기존 연구에서 수술 외에도 항암화학요법 및 방사선 치료를 받은 폐암 환자의 자기효능감이 극복력에 직접 효과를 보이고[8] 백혈병 청소년의 대처 능력이 극복력에 직접 효과를 보인 것[46]과 일치하지 않는다. 극복력은 생물학적, 개인적, 사회적 요인의 영향을 받으며 나타나므로[5] 이를 고려한 측정이 필요한데 본 연구의 대상자는 평균 연령이 67세인 성인 암 환자며 대부분이 수술적 치료만을 받은 특징이 있다. 따라서 본 연구의 일반화에는 제한이 있으며 추후 급성 생존기의 폐암 수술 환자를 대상으로 반복, 확대 연구를 진행함으로써 본 연구의 결과와 비교 필요가 있다.
본 연구에서 증상 디스트레스, 영성, 지각된 사회적 지지, 희망은 폐암 수술 환자의 극복력을 직 ‧ 간접적으로 높이는 주요 변수로 확인되었다. 이러한 결과는 극복력을 단순히 단일 요인에 의존하여 설명하거나 중재하기보다, 다차원적이고 통합적인 접근이 필요함을 시사한다. 폐암 수술 환자의 증상을 관리하고, 심리적 회복력을 증진하며 사회적 네트워크를 강화하는 등 삶의 의미와 희망을 재구성하는 영적 지원이 종합적으로 이루어져야 한다.
본 연구는 서울시 2개 대학병원에서 편의표집으로 진행되어 일반화에 신중함이 필요하며, 합병증 및 중증도 같은 건강 상태를 반영하지 못하였다. 또한 자기효능감과 대처가 극복력에 직접적인 영향을 미치지 않았다는 점을 고려해 향후 연구에서는 이러한 요인들을 포함한 연구가 필요하다. 또한 폐암 수술 전후의 극복력 변화에 관한 종단적 연구가 필요하다.

결 론

본 연구는 희망이 극복력에 긍정적인 영향을 미치는 유일한 직접적인 요인임을 확인했으며, 증상 디스트레스는 지각된 사회적 지지와 희망을 통해 이중 매개효과를 보였다. 영성은 희망과 지각된 사회적 지지를 통한 간접효과를 나타냈고, 지각된 사회적 지지는 대처와 자기효능감을 높이는 데 중요한 역할을 했다. 본 연구는 극복력 강화를 위한 간호중재 프로그램 개발에 기초자료를 제공하며, 향후 객관적 건강 상태와 위험요인을 포함한 연구가 필요함을 제시한다.

Notes

CONFLICTS OF INTEREST
The author declared no conflict of interest.
AUTHORSHIP
Study conception and design acquisition - Kim M; Data collection - Kim M; Data analysis & Interpretation - Kim M; Drafting & Revision of the manuscript - Kim M.
DATA AVAILABILITY
The data that support the findings of this study are available from the corresponding author upon reasonable request.

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