Open Access, Peer-reviewed
eISSN 2288-338X
    Korean J Adult Nurs. 2021 Apr;33(2):87-101. Korean.
    Published online Apr 29, 2021.
    https://doi.org/10.7475/kjan.2021.33.2.87
    © 2021 Korean Society of Adult Nursing
    Original Article
    유방암 환자의 극복력 구조모형
    현동림,1 전소연,2 전창완,3 손수경4
    Structure Equation Modeling for Resilience in Patients with Breast Cancer
    Dong Rim Hyun,1 So Yeun Jun,2 Chang Wan Jun,3 and Sue Kyung Sohn4
      • 1고신대학교 복음병원 간호사
      • 2서울여자간호대학교 조교수
      • 3고신대학교 복음병원 의사
      • 4고신대학교 간호대학 교수
      • 1Nurse, Kosin University Gospel Hospital, Busan, Korea.
      • 2Assistant Professor, Seoul Womens College of Nursing, Seoul, Korea.
      • 3Doctor, Kosin University Gospel Hospital, Busan, Korea.
      • 4Professor, College of Nursing, Kosin University, Busan, Korea.
    • Corresponding author: Jun, So Yeun. Seoul Womens College of Nursing, 38 Ganhodae-ro, Seodaemun-gu, Seoul 03617, Korea. Tel: +82-2-2287-1725, Fax: +82-2-395-8018, Email: sso.jun22@gmail.com
    Received December 22, 2020; Revised March 30, 2021; Accepted April 07, 2021.

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    Abstract

    Purpose

    This study was conducted so as to determine a hypothetical model concerning factors affecting breast cancer patients' resilience.

    Methods

    Data were collected via a self-administered questionnaire from 212 patients with breast cancer between July 25 and August 24, 2020. The data were analyzed using SPSS/WIN 20.0 and AMOS 21.0.

    Results

    The model supported 7 of the 11 presented hypotheses for all participants. Test results indicated that “hope”, “uncertainty”, and “symptom experience” all directly affected participants' resilience, and that “uncertainty” also affected participants', “depression” and “hope”. “Spiritual well-being” affected participants' sense of “hope” and “symptom experience”. Of these variables, “hope” had the strongest direct influence on resilience across all participants. “Uncertainty” was found to directly and indirectly affect participants, whereas “spiritual well-being” indirectly affected the resilience of all participants. “Uncertainty” and “spiritual well-being” indirectly affected the resilience of all participants.

    Conclusion

    These results suggest that management strategies to enhance breast cancer patients' resilience should address patients' uncertainty, spiritual well-being, hope, and symptom experience.

    Keywords
    Breast neoplasms; Psychological resilience; Spirituality; Uncertainty; Depression
    유방암; 극복력; 영적 안녕; 불확실성; 우울

    서론

    1. 연구의 필요성

    우리나라 여성 유방암 연령표준화발생률은 2018년 여성 10만명당 65.6명으로 2014년 54.7명에 비해 크게 늘었다[1]. 2018년 새로이 암 진단을 받은 여성 가운데 유방암 환자가 20.5%로 가장 큰 비중을 차지하였고, 더하여 전체 유방암 환자의 절반 이상인 59.6%가 조기 유방암으로 분류하는 0기 또는 1기에 해당한다[2]. 유방암 조기 진단사례가 증가하고 치료법이 발달함에 따라 5년 생존율은 93.2%이고, 10년 생존율도 84.8%에 이르고 있다[3]. 국가 암 관리 사업과 개인의 건강에 대한 관심의 증가로 유방암의 조기발견과 치료에 의한 생존율은 증가하지만, 고지방식의 식생활과 비만 및 운동 부족의 생활습관 등으로 인해서 유방암의 발생은 높아진다[4]. 유방암은 종양 조직에서 호르몬 수용체나 HER2의 양성률은 표적치료의 방향을 정할 때 가장 중요하면서 보편적으로 사용되는 인자이다[3]. 유방암 가운데 면역조직학적 염색에서 ER, PR, HER2의 모두가 발현되지 않아서 치료 방향을 정하거나 예후를 예측하기 곤란한 경우가 발생하게 된다[5]. ER, PR, HER2의 세 가지가 모두 면역조직학적 염색에서 발현되지 않은 것이 삼중음성 유방암이다[5, 6]. 삼중음성군 유방암은 비삼중음성군 유방암에 비해서 10~15% 정도로 발생빈도는 낮으나 특별한 표적치료가 없고 잘 안되어 항암화학요법에 의존하게 된다[6]. 실제로 항암화학요법에 민감도가 높은 것으로 알려져 있으나 치료 반응도가 낮은 경우는 빨리 재발하며 예후가 나쁘고 생존율이 낮아진다[3, 6]. 유방암의 치료는 암의 종류, 단계, 특정 호르몬에 대한 민감성과 단백질을 생성하는 HER2/neu 등의 요인을 고려하여 화학요법, 방사선요법, 암 조직 제거 수술 및 표적치료를 하게 된다[7]. 암 진단과 치료 과정에서 항암화학요법과 방사선 치료 부작용으로 인한 증상, 불안, 우울 등의 심리적 변화와 줄어드는 일상활동이나 사회적 관계와 치료에 대한 불확실성으로 인하여 환자의 희망과 영적 안녕감 및 극복력이 떨어진다[4, 8]. 암 진단은 정서적 충격과 죽음의 공포, 재발, 전이의 불확실성이 커지고[4, 9], 초기 유방암 환자의 불확실성이 높을수록 심리사회적 적응력이 낮으며[8], 유방암 환자의 치료단계에 따른 불확실성이 높을수록 극복력은 낮았다[4, 9]. 유방암 생존자는 우울과 불안장애가 아주 흔하고, 우울증과 불안장애를 동반한 환자는 그렇지 않은 환자보다 치료의 경과가 좋지 않아 극복력에 대한 관심이 더 요구된다[9]. 따라서 암 진단 시 치료 중이나 치료 후에라도 유방암 환자의 극복력을 높여주는 노력이 필요하겠다.

    암 환자의 불확실성은 암 진단이 내려진 후 암 치료의 효과와 예후가 불분명하여 계속 증가하고, 암 치료의 과정과 경과에 대한 불확실성이 질병의 회복과 극복력에 영향을 준다[5]. 질병에 대한 불확실성이 높을수록 삶의 질이 낮아지고[8], 불확실성이 낮을수록 희망과 영적 안녕 정도는 높다[10]. Jun 등 [11]은 불확실성이 높을수록 극복력이 낮다고 하였으며, 우울은 극복력과 관계가 없다고 하였으나, Kim [12]은 우울과 극복력은 역 상관관계를 가지며, 직업이 극복력에 영향하는 가장 큰 요인이었고, 다음으로 자기효능감과 우울이 극복력에 영향을 미친다고 하였다. 따라서 유방암 환자의 불확실성과 우울이 질병에 대한 극복력과 관련있는 요인인지를 확인해 보고자 한다. 또한, 암 환자의 영적 안녕은 질병의 극복력에 영향을 미치며[13], 영적 안녕이 높을수록 희망 정도가 높고[14], 영적 안녕이 낮으면 우울 정도가 높다[15, 16]. 특히 영적 안녕 가운데 실존적 안녕이 우울에 영향을 미치고[16], 종교가 있는 경우에 종교가 없는 경우보다 영적 안녕이 높으며, 영적 안녕의 감소는 불안과 통증과도 관련이 되었다[17]. Jun과 Ko [18]는 영적 안녕이 높을수록, 종교적 안녕이 높을수록, 실존적 안녕이 높을수록 희망의 정도가 높다고 하였고, Bang과 Lee [13]는 영적 안녕이 높을수록 극복력에 영향을 준다고 하였다. Kim과 Ko [15]는 영적 안녕이 높을수록 우울 정도는 낮다고 하였다. 그러나 Song과 Oh [16]는 영적 안녕과 우울의 관계는 유의하지 않아도 하위영역인 실존적 안녕이 높을수록 우울이 낮다고 하였고, 영적 안녕과 증상경험의 관계는 실존적 안녕이 낮을수록 유의하게 증상경험을 많이 한다고 하였다. 유방암 환자에게도 영적 안녕과 희망과 우울 및 증상경험이 질병에 대한 극복력에 어떻게 영향을 미치는지 파악하는 것이 필요하겠다.

    암 환자의 극복력에 영향하는 요인으로 Li 등[19]은 암 환자의 희망이 높을수록 극복력이 높다고 하였고, 희망과 극복력은 암 환자의 삶의 질에도 영향을 미친다고 하였으며, Kwak과 Byeon [20]은 혈액암 환자의 불안과 우울, 가족지지 및 진단받은 기간이, Bang과 Lee [13]는 영적 안녕과 자기효능감, 가족지지라고 하였다. Ahn [4]은 불확실성은 극복력에 영향을 주지만, 증상경험은 극복력에 영향을 주지 않는다고 하여 유방암 환자의 극복력과 관련 변인 간 관계의 재확인이 요구된다.

    한편, 유방암 환자의 극복력에 영향하는 요인으로 직업과 월 수입, 자기효능감 및 우울이 있었고[12], 항암화학요법을 받는 유방암 환자의 극복력에 미치는 영향요인으로는 불확실성과 가족지지 요인[4]과 증상경험과 자기효능감 및 희망의 요인[21, 22]이 있었다. 따라서 본 연구에서 치료받고 있거나 받은 유방암 환자의 극복력에 영향하는 요인으로 불확실성과 영적 안녕, 희망, 우울 및 증상경험을 변인으로 하여 영향 정도를 확인하고 이들 변수 간의 인과관계를 파악해 보고자 한다.

    만성질환자의 극복력을 긍정적 건강개념의 과정으로 설명한 Hasse 등[23]은 질병 극복력 모형(Resilience Illness Model, RIM)을 제시하였다. 이 모형의 구성은 질병 관련 디스트레스, 가족지지, 사회적 통합, 긍정적 대처, 방어적 대처, 파생된 의미, 영적 조망, 자기초월, 극복력 등으로 되어 있다. 본 연구에서는 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 질병 관련 디스트레스에 불확실성을, 영적 조망과 자기초월에 영적 안녕을, 방어적 대처에 우울과 증상경험을, 긍정적 대처에 희망을 조작화하였으며, 이들의 선행요인의 영향을 받는 요인으로는 극복력을 조작화한 개념틀로 하여 본 연구의 가설적 모형을 작성하였다.

    암 환자의 극복력에 관한 선행연구를 살펴보면, 일반암[19], 혈액암[16], 위암[17], 방사선 치료를 받는 암 환자[19]를 대상으로 한 극복력에 대한 영향요인을 분석한 연구들과 항암화학요법을 받는 유방암의 극복력 영향요인 연구[4]와 구조분석 연구[21]들이 있었다. 그러나 치료받은 시기를 고려하지 않고 시기를 고려하지 않고 특정 치료만을 받은 대상자를 대상으로 한 다른 연구에 비하여 본 연구는 유방암으로 진단받고 어떤 종류이든지 항암치료를 받고 있거나 치료받은 지 1년 이내 특정한 기간의 대상자가 치료과정에서 올 수 있는 부담과 고통에도 불구하고 가지는 극복력에 영향을 미치는 요인을 파악하고자 하였다. Hasse 등[23]의 질병 극복력 모형(RIM model)과 선행연구를 토대로 한 가지 이상의 수술이나 항암화학요법, 방사선치료, 호르몬 요법, 표적치료 중이거나 치료를 받고 1년 이내의 유방암 환자를 대상으로 극복력 관련 변수 간의 인과적 관계를 파악한 연구가 부족한 실정이었다.

    따라서 본 연구는 유방암으로 진단받고 한 가지 이상의 수술이나 호르몬 요법, 항암화학요법, 방사선 치료 및 표적치료를 받고 있거나 받은 적이 있는 환자의 극복력을 예측하기 위해 Hasse 등[23]의 질병 극복력 모형(RIM model)과 선행연구를 토대로 유방암 환자의 극복력을 파악하고 극복력 관련 요인들의 영향을 확인하는 모형구축과 검증을 하였다.

    2. 연구목적

    본 연구의 목적은 질병 극복력 모형[23]에 근거하여 유방암 환자의 극복력을 향상시킬 수 있는 가설적 모형을 구축하여 모형의 적합도를 검정하고, 유방암 환자의 극복력에 영향을 미치는 변수들 간의 직접 · 간접효과를 파악하고자 한다.

    연구 방법

    1. 연구설계

    본 연구는 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받았거나 받고 있는 유방암 환자의 극복력을 예측하기 위해 Hasse 등[23]의 질병 극복력 모형(RIM model)과 선행연구를 기반으로 극복력에 대한 가설적 모형을 설정하고 모형에 대한 적합도와 연구가설을 검증하는 구조모형 검증연구이다.

    2. 연구대상

    본 연구의 대상은 유방암 진단을 받고 치료와 추후 관리를 위해 유방암센터 외래로 내원하는 환자이다. 대상자의 선정기준은 다음과 같다. 1) 유방암 진단을 받은 환자, 2) 수술, 방사선, 항암화학요법치료, 표적치료 중 1가지 이상의 치료를 받았거나 받고 있는 자, 3) 의사소통이 가능하며 설문지 내용을 충분히 이해할 수 있는 자이다. 제외기준은 유방암 치료 후 1년 이상이 경과한 자와 항암화학요법, 방사선 치료, 부분절제술, 전절제술, 호르몬 요법, 표적치료 가운데 한 가지도 시행하지 않은 자이다. 구조방정식 모형분석을 위한 대상자 수는 본 연구모델의 자유모수가 18개이므로 Kline [24]에 따른 안정적인 분석을 위해 자유모수에 10배 정도가 적절함을 감안해 표본의 크기 200여 개에 기반을 두었으며, 탈락률 10%를 고려해서 총 220명을 편의 표출하였으나 부실한 응답을 제외한 212부를 최종 분석하였다.

    3. 연구도구

    본 연구는 구조화된 설문지를 사용하였다. 설문지는 총 122개 문항으로 구성되었다.

    1) 극복력 측정도구

    극복력 측정도구는 Wagnild와 Young [25]이 개발한 극복력(14-item Resilience Scale, RS-14) 측정도구를 Resilience Center (www.resiliencecenter.com)에서 연구자가 직접 구매한 후 한국어로 번안된 도구를 사용하였다. 도구는 총 14개 문항의 7점 Likert 척도로 구성된 극복력 도구를 연구자가 구조분석의 측정오차를 감소시키기 위하여 5점 척도로 전환하여 사용하였다. 각 문항은 Likert 5점 척도로 매우 그렇다 5점, 그렇다 4점, 보통이다 3점, 그렇지 않다 2점, 전혀 그렇지 않다 1점으로 측정하였으며, 점수 범위는 14점에서 70점으로 점수가 높을수록 극복력 정도가 높은 것을 의미한다. 개발당시 도구의 신뢰도는 Cronbach's α는 .85였으며, 본 연구에서 Cronbach's α는 .86이었다.

    2) 불확실성 측정도구

    불확실성 측정도구는 Mishel [26]이 개발한 질병에 대한 불확실성 측정도구 The Mishel Uncertainty in Illness Scale (MUIC)를 Kim [27]이 수정 · 보완한 도구를 허락을 받고 사용하였다. 이 도구는 총 21개 문항의 5점 Likert 척도로 구성되었고, 각 문항은 Likert 5점 척도로 매우 그렇다 5점, 그렇다 4점, 보통이다 3점, 그렇지 않다 2점, 전혀 그렇지 않다 1점으로 측정하였으며, 점수 범위는 21점에서 105점으로 점수가 높을수록 극복력 정도가 높은 것을 의미한다. 개발 당시 도구의 신뢰도 Cronbach's α는 .85였으며, Kim [27]의 연구에서 Cronbach's α는 .85였으며, 본 연구에서 Cronbach's α는 .82였다.

    3) 영적 안녕 측정도구

    영적 안녕 측정도구는 Paloutzian과 Ellison [28]이 개발한 영적 안녕 척도를 번안한 Cheung 등[29]의 논문에 제시된 영적 안녕 측정도구를 사용하였다. 이 도구는 종교적 안녕 10개 문항, 실존적 안녕 10개 문항을 포함하였고, 12개의 긍정적인 문항과 8개의 부정적인 문항의 총 20개 문항으로 구성되었다. 각 문항은 Likert 4점 척도로 ‘매우 그렇다’ 4점, 대체로 그렇다 3점, 조금 그렇다 2점, 전혀 아니다 1점으로 부정 문항은 역산하였다. 측정된 점수는 최저 20점에서 최고 80점으로 점수가 높을수록 영적 안녕이 높은 것을 의미한다. 개발 당시 도구의 신뢰도 Cronbach's α는 .88이었고, 본 연구에서 Cronbach's α는 .89였다.

    4) 희망 측정도구

    희망 측정도구는 Herth [30]가 개발하고 Youn [31]이 번안한 도구를 허락받고 사용하였다. 이 도구는 총 12개 문항으로 구성되었고, 각 문항은 Likert 4점 척도로 ‘매우 그렇다’ 4점, ‘대체로 그렇다’ 3점, ‘조금 그렇다’ 2점, ‘전혀 아니다’ 1점으로 측정하며, 의미가 반대되는 문항은 역 환산하였다. 측정 점수는 최저 12점에서 최고 48점으로 점수가 높을수록 희망 정도가 높은 것을 의미한다. 개발 당시 도구의 신뢰도 Cronbach's α는 .89였고, 본 연구에서 Cronbach's α는 .88이었다.

    5) 우울 측정도구

    우울 측정도구는 Zigmond와 Snaith [32]가 병원 입원 환자를 대상으로 개발한 불안-우울 척도(Hospital Anxiety-Depression Scale, HADS)를 GL assessment (https://www.gl-assessment.co.uk) 에 승인을 요청한 후 Oh 등[33]이 번안한 한글판 불안-우울 도구 중 논문부록에 제시한 우울 측정도구를 인용하였다. 이 도구는 짝수번호의 우울에 관한 7개 문항으로, 각 문항은 4점 Likert 척도로 구성되었고, 점수는 7점에서 28점으로 점수가 높을수록 우울이 높음을 의미한다. Oh 등[33]의 신뢰도 Cronbach's α는 .86이었고, 본 연구에서 전체 도구 신뢰도 Cronbach's α는 .79였고, 요인분석한 우울1 영역의 지연된 긴장의 도구 Cronbach's α는 .82, 우울2 영역의 느려진 행동의 도구 Cronbach's α는 .77이었다.

    6) 증상경험 측정도구

    증상경험 측정도구는 Chang 등[34]이 개발한 Memorial Symptom Assessment Scale-Short Form (MSAS-SF)를 신체적 증상과 심리적 증상의 두 영역의 증상경험 도구를 다운을 받았으며 https://www.midss.org/content/memorial-symptom-assesment-scale-–-short-form-msas-sf), 번역, 역 번역한 Ahn [4]의 허락을 받고 사용하였다. 이 도구는 신체적 증상 28개 문항과 심리적 증상 4개 문항의 총 32개 문항으로 구성되었다. 신체적 증상은 ‘증상이 전혀 없다’는 0점, ‘증상이 있으나 조금 고통스럽다’ 1점, ‘증상이 보통 고통스럽다’ 2점, ‘증상이 상당히 고통스럽다’ 3점, ‘증상이 매우 심하게 고통스럽다’ 4점으로 측정되며, 심리적 증상은 ‘증상이 전혀 없다’ 0점, ‘증상이 어쩌다가(1주에 1회) 나타난다’ 1점, ‘증상이 가끔(1주에 2~3번) 나타난다’ 2점, ‘증상이 자주(1주에 4~5회) 나타난다’ 3점, ‘증상이 거의 지속적(1주에 6~7회)으로 발생한다’ 4점으로 측정되었다. 점수의 범위는 0점에서 128점으로 점수가 높을수록 증상으로 겪는 고통이 심한 것을 의미한다. 개발 당시 도구 신뢰도 Cronbach's α는 .80이었고, Ahn [4]의 연구에서 도구 신뢰도Cronbach's α는 .90, 본 연구에서 Cronbach's α는 .96이었다.

    7) 일반적 특성

    일반적 특성은 문헌고찰을 바탕으로 구성하였으며, 연령, 학력, 직업유무, 경제상태, 배우자 유무, 실비 암보험 가입유무, 종교유무의 인구사회학적 특성과 암 진단받은 시기, 수술여부, 방사선치료, 표적치료, 항호르몬 치료의 유무, 항암화학요법의 종류와 에스트로겐과 프로게스트론 및 erb2의 발현이 없는 삼중음성군 유무 및 통증의 정도 등 질병 관련 특성의 15개 항목으로 구성하였다.

    4. 자료수집기간 및 방법

    본 연구의 자료수집기간은 K대학교병원 유방센터 교수의 허락 하에 2020년 7월 25일부터 8월 24일까지 진행하였다. 자료수집은 연구자와 연구보조원 1명이 실시하였다. 연구보조원 1명은 간호사로 조사자 간 신뢰도를 높이기 위해 연구자가 연구의 목적, 방법, 동의서와 질문지 작성에 대해 교육한 후에 자료수집을 하였다. 연구대상자의 선정은 유방센터 외래에서 진료명단을 확인하고, 유방암 진단을 받고 외래에 방문한 환자 중 선정기준에 준하는 자로 하였다. 선정된 대상자에게 구두와 서면으로 연구목적 및 절차 등을 설명한 후 자발적으로 연구참여에 동의하는 자를 연구에 포함하였으며, 대상자가 질문지에 직접 기입하는 방식으로 조사하였다. 외래 진료실에서 기다리는 동안 설문이 진행되었고, 설문을 작성하는데 약 20분 정도 소요되었고, 응답을 마친 후 바로 그 자리에서 설문지를 검토하여 응답이 누락되지 않도록 하여 설문지를 회수하였다. 통계분석에 사용된 자료는 설문을 중도거절하거나 미완성한 자료를 제외하고 최종 212부였다.

    5. 윤리적 고려

    자료수집하기 전 해당 병원의 연구윤리심의위원회(Institutional Review Board, IRB) 승인(No.: KUGH 2020-07-025)을 받았다. 대상자에게 본 연구는 익명이 보장되고, 설문에 포함된 연구내용은 연구 외의 다른 목적으로는 절대 사용되지 않음을 설명하였다. 언제든지 중도에 참여를 중단할 수 있음과 참여하지 않아도 불이익이 없음을 설명한 후 서면으로 동의를 얻었다. 대상자에게는 칫솔, 치약 세트를 사례품으로 제공하였다.

    6. 자료분석

    본 연구에서 수집된 자료는 SPSS/WIN 20.0 프로그램과 Analysis of Moment Structure (AMOS) 21.0을 이용하여 다음과 같이 분석하였다.

    • 대상자의 일반적 특성(인구사회학적 특성과 질병 관련 특성)은 실수와 백분율로 분석하였다.

    • 불확실성, 영적안녕, 희망, 우울, 증상경험 및 극복력 변인들 간의 상호인과관계는 Pearson's correlation coefficients 로 분석하였다.

    • 유방암 환자의 극복력 가설적 모형에 대한 적합도는 χ2/df, 기초부합지수(Goodness of Fit Index, GFI), 수정기초부합지수(Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI), 표준/비표준 적합 지수(Normed Fit Index, NFI), 터커루이스 지수(Turker-Lewis Index, TLI), 상대적합지수(Comparative Fit Index, CFI), 원소간평균 차이(Root Meansquare Residual, RMR), 근사오차평균자승의 이중근(Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA)을 이용하여 산출하였다.

    • 유방암 환자의 극복력 가설적 모형의 총효과와 직접효과, 간접효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 붓스트레핑(bootstrapping)을 사용하였다.

    연구 결과

    1. 대상자 일반적 특성

    대상자의 인구사회학적 특성 중 평균 연령은 51.00±9.62세로 50세에서 60세 미만이 34.9%로 가장 많았으며, 배우자가 있는 경우가 67.0%로, 학력은 대졸 이상이 52.4%로 가장 많았다. 지각한 경제상태는 보통인 경우가 55.7%였으며, 직업이 있는 경우는 37.7%였고, 종교를 가진 경우는 51.4%였으며, 실비의료보험을 가진 경우는 88.2%였다. 대상자의 질병 관련 특성 중 선행항암화학요법을 받은 경우는 60.9%였고, 보조항암화학요법을 받은 경우는 36.3%였고, 에스트로겐과 프로게스테론 및 erb2의 3가지가 모두 음성인 삼중음성인 경우는 35.8%(76명)이었다(Table 1).

    Table 1
    Characteristics of Participants (N=212)

    2. 측정 변인의 기술적 통계 및 다중공선성 분석

    대상자의 측정변인의 다중공선성을 분석하기 위해 요인별 평균평점과 표준편차를 파악하였다. 불확실성는 5점 척도로 평균평점은 2.54±0.58점, 영적 안녕은 4점 척도로 평균평점은 2.73±0.55점이었고, 우울은 4점 척도로 평균평점은 2.32±0.48점이었고, 증상경험은 1점 척도로 평균평점은 0.38±0.27점, 희망은 4점 척도로 평균평점은 2.85±0.64점, 극복력은 5점 척도로 평균평점은 3.72±0.56점이었다(Table 2).

    Table 2
    Descriptive Statistics of Variables (N=212)

    본 연구에서 사용된 변수의 분석결과에서 왜도, 첨도는 절대값이 정규분포를 가정하는 범위에 분포하고 있어서 모든 변수들이 단일변량 정규분포를 벗어나지 않는 것으로 확인되었다. 또한, 변수들의 다중공선성 유무의 파악을 위한 분산팽창인자(Variance Inflation Factor, VIF)값이 1.11~3.40에 분포되어 모두 10 이하의 값으로 다중공선성의 문제가 없는 것으로 나타났다.

    3. 측정모형의 검증

    대상자의 측정모형에 대한 검증은 모형의 추정가능성과 부합도를 검증하도록 1단계는 측정모형의 적합도와 타당성을 확인한 후에 2단계는 연구자가 인과관계를 설정한 요인들 간의 관계를 서로 연결한 가설적 모형에 대한 적합도와 경로 유의성 여부를 판단하였다. 따라서 측정모형과 가설적 모형을 분리하여 측정모형에 대한 확인적 요인분석을 실시하고, 그 다음 가설적 모형을 검증하였다.

    1) 측정모형의 적합도와 집중 타당성 검증

    대상자의 극복력에 대한 불확실성, 영적 안녕, 희망, 우울, 증상경험 관계에서의 측정모형의 적합도와 타당성을 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 확인적 요인분석결과에서 측정모형의 적합도를 판단한 지표는 χ2=149.66 (df=50, p<.001), CMIN/DF (χ2/df)=2.99, GFI=0.91, AGFI=0.83, NFI=0.88, TLI=0.87, CFI=0.91, RMR=0.04, RMSEA=0.09로 측정모형이 전반적으로 양호한 모형임이 검증되었다. 잠재변수와 그것을 측정하는 관측변수 사이의 일치성을 보는 집중타당성 검증을 위해 잠재변수에 대한 각 요인의 표준적 재치(standardized factor loading)는 최소 0.5 이상이어야 하며, 0.7 이상이면 바람직한 것으로 집중타당성이 양호한 것으로 간주하고, 각 표준적재치가 0.5 미만이면 관측변수를 제거하게 된다[24, 35]. 각 요인의 표준적재치가 모두 0.5 이상이어서 집중타당성은 확보되었다고 할 수 있고, 모든 요인에서 개념신뢰도(0.7 이상)와 분산추출지수(Average Variance Extracted, AVE)가 기준 0.5 이상을 보여 집중타당성이 확보되었다(Table 2).

    2) 측정모형의 개념타당성, 법칙타당성 검증

    확인적 요인분석에서 각 하부요인이 잠재변수를 잘 반영하는지를 파악하기 위해 요인 부하량을 확인한 결과, 모든 경로계수가 유의하게 나타나, 하부요인들은 해당 잠재변수들을 잘 반영하였다. 각 요인의 표준적재치가 모두 0.5 이상으로 나타나 개념타당성이 확보되었다(Table 2). 또한, 법칙타당성은 하나의 구성개념이 다른 구성개념을 얼마나 예측할 수 있는지를 의미하는 것으로 잠재변수 간 상관의 방향성과 유의성의 확인이 가능하다[24]. 이 연구에서 극복력을 기준으로 상관관계를 살펴보면, 영적안녕(r=.38, p<.001), 희망(r=.67, p<.001) 간의 관계는 정적 상관관계로 나타났으며, 불확실성(r=−.41, p<.001), 우울(r=−.28, p<.001), 증상경험(r=−.14, p=.049) 간의 관계는 부적 상관관계로 나타나서 법칙타당성이 확보되었다(Table 3).

    Table 3
    Correlation Matrix Table (N=212)

    3) 측정모형의 판별타당성 검증

    본 연구대상자에 대한 측정모형의 잠재변수들 간의 상관계수는 .14~.67 범위로 판단 기준인 .85 미만이기에 측정모형의 모든 변수가 다른 요소를 측정한다는 변별성이 있다. 주요 변인 간의 예측 타당성과 판별 타당성을 확인하도록 상관행렬과 분산추출지수와의 관련성을 확인하였다. 주요 변인의 분산추출지수와 다중상관지수를 파악한 결과 모든 변수가 분산추출지수보다 모두 다중 상관계수(r²)의 값이 작아 요인 간 판별타당성을 확보하였다(Table 3).

    4. 가설적 모형의 검증

    본 연구에서는 유방암 환자의 극복력에 영향요인을 규명하기 위한 가설적 모형을 검증하였다. 구조화된 도구를 사용하여 극복력 관련요인으로 불확실성, 영적 안녕, 희망, 우울, 증상경험을 관측변수로 설정한 가설적 모형을 검증한 결과 측정모형의 수정을 필요로 하였다. 따라서 측정모형에 대한 확인적 요인분석을 실시하여 측정모형을 검증한 후 가설적 모형을 재검증하였다.

    1) 가설적 모형의 적합도 검증

    각 요인 간 상관행렬을 기초로 최대우도법을 통해 분석한 유방암 환자의 극복력 가설적 모형의 적합도는 구조방정식 모형분석의 평가 지표와 비교해 적합도가 더 좋은 수정모델을 제시하였다. 구체적으로 살펴보면, 가설적 모형은 χ2=155.83 (p<.001), df=53, CMIN/DF=2.94, GFI=0.90, AGFI=0.88, NFI=0.82, TLI=0.87, CFI=0.91, RMR=0.05, RMSEA=0.09로 나타났으나, 수정모형에서는 χ2=118.94 (p<.001), df=50, CMIN/DF=2.38, GFI=0.92, AGFI=0.86, NFI=0.90, TLI=0.91, CFI=0.94, RMR=0.04, RMSEA=0.08이었다. 표본 수에 비교적 덜 민감한 적합도의 판단지수는 CMIN/DF는 2.0~5.0이면 좋은 적합도인데, 본 연구는 이 기준을 대부분 충족하였고, GFI=0.92, AGFI=0.86, NFI=0.90, TLI=0.91로 좋은 적합도의 기준인 0.9에 근접한 것으로 나타났다(Table 4). CFI=0.94로 좋은 적합도 기준을 충족하였고, RMSEA는 0.05 이하이면 좋은 적합도이고 0.08 이하이면 양호한 적합도로, 0.09 이하이면 적합도 기준으로 충족하는데 본 연구모형에서 RMSEA=0.08로 양호한 적합도 기준을 충족하여 유방암 환자의 극복력 가설적 모형에 대한 수정모형은 더 적합하다고 할 수 있겠다[24, 35].

    Table 4
    Hypothetical of Standardized Regression Weights and Direct Effect, Indirect Effect, Total Effect in Path Model (N=212)

    2) 가설적 모형의 모수치 추정

    연구모형이 자료와 양호하게 적합한 것으로 확인되어 가설적 모형 변인들 간의 모수치 추정 및 통계적 유의성의 검증결과는 다음과 같았다(Table 4).

    극복력과 증상경험 간의 경로계수는 β=.12 (Critical Ratio[CR]=2.40, p=.016)로 유의하게, 극복력과 희망 간의 경로계수는 β=.45 (CR=5.29, p<.001)로, 극복력과 불확실성 간의 경로계수는 β=−.28 (CR=−2.74, p=.006)로 통계적으로 유의하였다. 극복력에 대한 증상경험, 희망, 불확실성의 설명력을 나타내는 다중상관자승(Squared Multiple Correlation, SMC)은 78.0%였다. 또한, 우울과 불확실성 간의 경로계수는 β=.24 (CR=2.86, p=.004)로 유의한 것으로 나타났으나, 우울과 영적 안녕 간의 경로계수는 β=−.10 (CR=−0.78, p=.437)으로 유의하지 않았다. 우울에 대한 불확실성과 증상경험의 설명력을 나타내는 다중상관자승은 23.0%였다. 증상경험과 영적 안녕 간의 경로계수는 β=−.44 (CR=−2.26, p=.024)로 유의하였고, 증상경험과 불확실성 간의 경로계수는 β=.17 (CR=1.42, p=.154)로 유의하지 않았다. 증상경험에 대한 영적 안녕과 불확실성의 설명력은 다중상관자승은 14.0%였다. 한편, 희망과 불확실성 간의 경로계수는 β=−.40 (CR=−3.23, p=.001)으로 유의한 것으로 나타났으며, 희망과 영적 안녕 간의 경로계수는 β=.82 (CR=4.50, p<.001)로 유의하였다. 희망에 대한 불확실성과 영적 안녕의 설명력을 나타내는 다중상관자승은 56.0%였다(Figure 1).

    Figure 1
    Path diagram for modified model.

    3) 직접효과, 간접효과, 총효과 검증

    유방암 환자의 삶의 질에 관련 변인들 간의 가설적 모형의 직접효과, 간접효과, 총 효과와 이에 대한 유의성을 확인하기 위하여 붓스트레핑을 실시한 결과는 다음과 같았다. 대상자의 극복력에 직접효과의 경우 희망이 β=.45 (p=.009)로 가장 큰 요인으로 유의하게 나타났으며, 그 다음으로는 증상경험이 β=.12였다. 유방암 환자의 극복력에 영향을 미치는 희망(β=.45, p=.009)과 증상경험(β=.12, p=.050)의 총효과도 유의하였다. 불확실성은 극복력에 미치는 직접효과는 유의하지 않았으나 희망을 매개로 하여 극복력에 영향을 미치는 간접효과와 총효과는 유의하였다. 영적 안녕도 극복력에 미치는 직접효과는 유의하지 않았으나 증상경험을 매개로 하여 극복력에 영향을 주는 간접효과와 총효과는 유의하였다. 그러나 유방암 환자의 우울과 불확실성, 영적 안녕은 극복력에 미치는 직접효과가 유의하지 않았고, 대상자의 우울에 직접효과의 경우 불확실성이 β=.24 (p=.050)로 가장 큰 요인으로 나타났으며, 우울과 영적안녕은 직접, 간접, 총 효과는 유의하지 않았다. 또한, 증상경험에 영향을 미치는 직접효과를 살펴보면 영적 안녕이 β=−.44 (p=.045)로 가장 큰 요인으로 대상자의 증상경험에 영적안녕이 직접효과를 보였으며, 불확실성은 증상경험에 유의하지 않았다. 한편, 희망에 영향을 미치는 직접효과를 살펴보면 영적 안녕이 β=.82 (p=.012)로 가장 큰 요인이었으며, 그 다음은 불확실성이 β=−.40 (p=.022)으로 통계적으로 유의하게 나타났다(Table 4).

    본 연구에서 부가적으로 분석한 삼중음성 유방암과 비삼중음성 유방암 환자의 극복력에 영향요인을 살펴보면, 직접 효과는 희망이 삼중음성군에서 β=.35, 비삼중음성군에서 β=.46으로 극복력에 영향을 미치는 가장 큰 변인으로 나타났으며, 영적 안녕이 희망을 매개로 해 극복력에 영향하는 것은 동일하였다. 그러나 삼중음성 유방암 환자에서는 불확실성이 극복력에 직접 영향을 미치고, 영적 안녕은 희망에 직접적으로 영향을 미치며 희망은 극복력에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한, 비삼중음성 유방암 환자에서도 역시 불확실성이 극복력에 직접 영향을 미치며, 불확실성과 영적안녕이 모두 증상경험과 희망을 매개변수로 하여 극복력에 영향을 미치는 것으로 나타났다(Figure 1).

    논의

    본 연구는 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 극복력 구조모형 개발을 위해 Hasse 등[23]의 질병 극복력 모형(RIM model)과 문헌고찰을 토대로 불확실성, 영적 안녕을 외생변수로 하고, 우울, 증상경험, 희망을 내생변수로 하여 극복력에 대한 가설적 모형을 구축하였다. 항암화학요법과 방사선 및 표적치료 중 1개 이상을 받고 1년이 지나지 않았거나 현재 치료를 받고 있는 유방암 환자를 대상으로 극복력에 대한 가설적 모형을 검증한 결과, 대상자의 극복력에 직접적으로 영향을 미치는 요인을 중심으로 논의하고자 한다.

    첫째, 확인적 요인분석 결과, 잠재요인들의 측정변수들은 통계적으로 유의한 요인적재량을 보여 치료를 받고 있는 유방암 환자의 극복력에 관련 잠재요인을 잘 설명하고 있었으며, 가설적 모형의 전반적인 적합도가 모형을 수용하기에 적합하였지만, 수정모형은 11개의 가설 가운데 7개 가설이 채택되고 4개의 가설이 기각되어 치료 중인 유방암 환자의 극복력을 좀 더 적합하게 설명하는 것으로 나타났다.

    수정모형의 검증결과, 유방암 환자의 극복력에 영향을 미치는 변인들의 직접 효과는 희망(β=.55)이 가장 큰 요인으로 나타났으며, 그 다음은 불확실성, 증상경험으로 나타났고, 총효과에서는 증상경험은 극복력에 유의하지 않은 것으로 나타났으며, 희망과 불확실성은 극복력에 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 유방암 환자의 희망정도가 극복력에 크게 영향을 미치는 것으로 나타난 본 결과는 항암화학요법을 받는 유방암 환자를 대상으로 극복력 구조분석을 시행한 Yang과 Kim [21]의 연구에서 희망이 높을수록 극복력이 높다고 한 결과와 일치하였다. 또한, Kim 등[36]이 유방암 환자를 대상으로 한 극복력에 영향하는 요인연구에서 희망이 클수록 극복력이 높다고 한 것과 같은 결과를 보였다.

    또한, 항암화학요법 등의 치료를 받고 있는 유방암 환자의 불확실성이 극복력에 영향을 미치는 것으로 나타나서 불확실성이 높을수록 극복력이 낮게 나타났다. 이러한 결과는 항암화학요법 치료를 받고 있는 유방암 환자를 대상으로 한 Ahn [4]의 연구에서 불확실성이 극복력과 중간 정도의 상관이 있으며, 극복력에 불확실성이 영향 요인이라고 한 결과와 일치하였으며, 방사선 치료 중 암 환자를 대상으로 한 Jun 등[11]의 연구와 암 환자를 대상으로 한 연구[18, 37, 38]에서 불확실성이 높을수록 극복력이 낮다고 하여 불확실성이 극복력에 영향을 미치는 인과적 요인이라고 한 것과 본 연구결과가 같은 맥락을 보였다.

    한편, 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 증상경험이 극복력에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 항암화학요법을 받은 유방암 환자를 대상으로 한 Yang과 Kim [21]의 연구에서 증상경험이 극복력에 영향하는 것으로 나타난 결과와 본 연구결과가 일치하였다. 또한 노인 위암 환자를 대상으로 한 Bang과 Lee [13]의 연구와 방사선 암 환자를 대상으로 한 Jun 등[11]의 연구에서 대상자의 증상발현과 증상경험 및 치료부작용이 극복력에 영향요인으로 나타난 결과와 일맥상통하였다. 그러나 항암화학요법요법을 받은 유방암 환자를 대상으로 한 Ahn [4]의 연구에서 대상자의 증상경험과 극복력은 서로 약한 역상관은 있으나 증상경험이 극복력에 영향주지 않는 결과와 본 연구에서 증상경험이 극복력에 영향을 주지만 총 효과에서 유의하지 못한 결과를 나타낸 것과 유사하였다. 따라서 치료를 받고 있는 유방암 환자의 극복력을 높여 주기 위해서 무엇보다도 희망을 높여 주고 불확실성을 낮추어 줄 수 있는 내비게이션 프로그램의 개발과 적용이 요구된다고 하겠다.

    둘째, 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 우울과 영적 안녕은 극복력에 직접적인 영향을 미치는 변인으로는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 유방암 환자를 대상으로 한 Yang과 Kim [21]의 연구와 방사선 치료 중인 암 환자를 대상으로 한 Jun 등[11]의 연구에서 우울이 극복력에 미치는 직접 효과가 통계적으로 유의하지 않아서 우울 정도가 높을수록 극복력 정도가 높을 것이라는 가설이 기각된 결과와 일치하였다. 유방암 환자를 대상으로 한 Kim 등[36]의 연구와 Ahn [4]의 연구와 파킨슨 환자를 대상으로 한 Kim 등[38]의 연구에서 우울과 극복력 간에 상관은 있으나 우울이 극복력의 영향요인으로 유의하게 나타나지 않은 결과는 본 연구에서 우울이 극복력에 직접적인 영향요인으로 나타나지 않은 결과와 유사하였다. 그러나 혈액암 환자를 대상으로 한 Kwak과 Byeon [20]의 연구와 암 환자를 대상으로 한 Kim과 Byeon [39]의 연구에서 우울과 극복력은 역상관을 보여 우울 정도가 높을수록 극복력이 낮으며, 우울을 극복력에 영향을 미치는 요인이라고 하였기에 본 연구결과에서 우울과 극복력에 영향을 주지 않는다는 결과와는 상반되었다. 이러한 상반되는 이유는 암의 종류와 암치료방법 및 병기 등의 차이로 인하여 대상자가 가지는 우울의 정도와 내용이 다르기 때문에 극복력에 대한 태도와 정도가 달라서 나타난 결과로 여겨진다. 따라서 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 우울이 극복력에 직접적으로 영향하지는 않으므로 부정 정서보다 희망과 같은 긍정 정서를 높여 주는 것이 필요하다고 본다.

    셋째, 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 불확실성은 희망에 영향을 미치는 직접적인 효과를 나타내었다. 이러한 결과는 유방암 환자를 대상으로 한 Jo와 Son [40]의 연구와 암 환자를 대상으로 한 Choi 등[41]의 연구에서 불확실성 정도가 높을수록 희망 정도가 낮다고 한 연구결과와 일치하였다. 또한, 유방암 환자를 대상으로 한 Wonghongkul 등[42]의 연구에서 불확실성이 희망에 영향을 미치는 요인(β=.35)이라고 한 결과와 맥을 같이 하였다. 한편, 폐암 환자를 대상으로 한 Hsu 등[43]의 연구에서 암성 퉁증이 있는 환자는 암 통증이 없는 환자보다 불확실성이 높고 희망 수준이 낮으며, 통증 심각성과 통증 간섭을 제어한 후 불확실성은 희망 수준의 중요한 예측인자라고 한 결과와도 유사하였다.

    유방암 환자의 영적 안녕은 희망(β=.48)에 직접적인 효과를 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 항암화학요법을 받는 종양 환자를 대상으로 한 Jun과 Ko [14]의 연구와 암 환자를 대상으로 한 Lim과 Oh [44]의 연구에서 영적 안녕 정도가 높을수록 희망 정도가 높은 것으로 나타났으며, 실존적 안녕이 종교적 안녕보다 희망 정도와 높은 상관을 가지는 것으로 나타났다. 따라서 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 희망을 높여 주기 위해서 유방암 환자의 불확실성은 낮추어 주고 영적 안녕을 높여주는 프로그램의 개발과 적용이 필요하겠다.

    넷째, 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 우울에 영향을 미치는 변수들의 직접효과는 불확실성(β=.42)이 가장 큰 요인으로 작용하였다. 이러한 결과는 여성 갑상선암 환자를 대상으로 한 Lee와 Park [45]의 연구결과에서 불확실성이 높을수록 우울 정도가 크게 나타난 결과와 일치하였다. 그러나 자궁암 환자를 대상으로 한 Kim과 So [46]의 연구와 암 환자 대상의 Tarhani 등[47]의 연구에서 불확실성 정도와 우울 정도와의 사이에는 관계가 없는 것으로 나타난 결과와 본 연구에서 불확실성이 우울 정도와 관계가 있는 것으로 나타난 것과 차이가 있었다. 이러한 차이는 본 연구의 대상자는 선행이나 보조항암화학요법과 방사선 치료 및 표적치료를 받았거나 받고 있는 유방암 환자를 대상으로 한 반면에 Kim과 So [46]의 대상자는 자궁적출술과 방사선 치료를 받기 전인 자궁경부암 환자가 대상이었으며, Tarhani 등[47]의 대상자는 항암화학요법치료와 수술을 받은 유방, 대장, 위암 환자이었기 때문에 암의 종류와 진단받은 시기, 치료유형, 전이 여부 등이 다른 결과에 기인한 것으로 여겨진다.

    유방암 환자의 영적 안녕은 우울과 역상관은 있었으나 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 암 환자를 대상으로 한 Kim과 Ko [15]의 연구와 혈액투석 환자를 대상으로 한 Song과 Oh [16]의 연구와 말기 암 환자를 대상으로 한 Lee 등[17]의 연구에서 영적 안녕과 우울 간에 역상관을 가지며 영적 안녕이 높을수록 우울이 낮다고 한 결과와 상반되었다. 이러한 상반되는 이유는 암 환자는 전반적으로 암 진행에 따라 종교적 안녕이나 실존적 안녕의 영적 안녕이 높을수록 우울이 낮아지는 경향인데 비하여 비교적 생존율이 높은 본 연구의 대상자인 유방암 환자는 치료경과를 겪으면서 자기 삶의 의미와 목적, 만족감을 나타내는 실존적 안녕과 자신과 신과의 관계에서 느끼는 종교적 안녕의 영적 안녕이 높을수록 우울 정도는 낮으나 우울에 직접 영향을 줄 만큼 크게 작용하지는 않는 것으로 유추해 볼 수 있겠다. 따라서 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 우울을 낮추어 주기 위해서는 불확실성을 낮추어 주는 것이 요구되므로 유방암 환자의 불확실성과 관련된 요인들을 파악하여 이들 요인을 감소시키는 것이 요구된다.

    다섯째, 항암화학요법이나 방사선 및 표적치료를 받고 있는 유방암 환자의 증상경험에 미치는 변수들의 직접효과는 영적 안녕(β=−.26)이 가장 큰 요인으로 유의하였다. 이러한 결과는 혈액투석 환자를 대상으로 한 Song과 Oh [16]의 연구에서 실존적 안녕의 영적 안녕이 높을수록 증상경험을 적게 한다고 한 결과와 유사하였다. 이는 암 환자에서 영적 상호작용 정도가 클수록 증상경험 정도가 적기 때문에 영적 간호중재를 제공할 때 신체, 심리적 고통을 경험하는 유방암 환자에 대한 간호중재를 계획함에 있어서도 특히 실존적 안녕상태 증진을 위한 방안 마련과 함께 이에 대한 반복연구가 필요하다. 그러나 본 연구에서 유방암 환자의 증상경험과 불확실성은 연관은 있었으나 통계적으로 유의하지 않았다. 이러한 결과는 불확실성이 높을수록 증상경험 정도가 증가한다고 한 Lee와 Kang [48]의 연구결과와 차이가 있었다. 이러한 차이는 Lee와 Kang [48]의 연구대상자는 서울소재 종합병원에 심부전으로 진단받고 내과에 내원한 18세 이상의 성인 환자로 본 연구대상자와 진단명에 의한 차이로 여겨진다. 본 연구에서 유방암 환자의 불확실성과 증상경험의 상관이 유의하지 않은 결과는 유방암 환자를 대상으로 한 Ahn [4]의 연구에서 증상경험과 불확실성은 순상관관계를 가진다고 한 결과와 심부전 환자를 대상으로 한 Lee와 Kang [48]의 연구에서 증상경험이 높을수록 불확실성이 높다고 한 결과와 상반되었다. 이러한 상반되는 이유는 Ahn [4]의 유방암 환자는 보조항암화학요법치료를 받는 대상자인 반면에 본 연구의 대상자는 선행 및 보조항암화학요법, 수술요법, 방사선요법, 표적치료 및 호르몬치료를 받는 유방암 환자를 포함하므로 치료방법에 따른 증상경험의 정도가 다르기 때문에 나타난 결과로 생각된다.

    본 연구에서는 삼중음성군 유방암의 빈도가 35.8%로 나타나서 You 등[49]의 연구(22.9%)와 Lim [50]의 연구(19.1%)와 Lee 등[5]의 연구(9.2%) 결과보다 높게 나타났다. 이는 조사 시점의 차이와 본 연구대상자는 항암화학요법을 위해서 입원한 환자가 많았기 때문에 나타난 결과로 여겨진다.

    삼중음성군 유방암 환자의 경우 항암화학요법의 치료가 최선이므로 환자의 항암치료 시작 시점에 주치의가 삼중음성임을 알려 주게 된다. 주치의는 환자가 삼중음성이기 때문에 항암화학요법의 필요성과 항암제의 종류 등을 설명하므로 환자는 자신이 삼중음성 유방암임을 인지하게 된다. 본 연구에서는 환자가 인지하고 있는 그대로 삼중음성의 유무를 파악하였다. 그러나 에스트로겐과 프로게스트론 및 erb2의 양성과 음성 여부에 대해서는 환자가 의무기록과 일치되게 정확하게 인지하고 있는지에 대한 확신이 없어서 의무기록을 확인하지 않은 상태이므로 내용을 다루지 않았다. 그러나 연구자는 삼중음성군유방암 환자와 비삼중음성군 유방암 환자의 극복력의 영향 요인에 대한 선행연구를 찾지 못해 비교하지 못하였으나 이를 토대로 향후 반복 연구가 필요하다고 본다.

    본 연구의 의의는 간호이론 측면에서 Hasse 등[23]의 질병 극복력 모형(RIM model)과 선행연구를 토대로 유방암 환자의 극복력에 영향하는 요인을 검증하여 질병 극복력 모형이 대상자 질환을 고려하여 수정 · 보완해야 하는 부분을 제시하였다. 간호연구 측면에서 본 연구모형에서 유의한 경로계수를 참고하여 효율성을 높일 수 있는 교육 프로그램 개발과 실무의 이해를 증진시킬 수 있으며 추후 유방암 환자의 극복력 연구에 기초자료로 활용도가 높을 것이다. 또한, 간호중재 개발을 위한 유방암 환자의 극복력과 관련 요인의 관계에서 직접효과와 간접효과가 있는 요인을 규명하였기에 반복연구를 위한 기초자료로 활용될 수 있을 것이다. 간호실무 측면에서 본 연구는 유방암 환자들의 극복력 영향요인을 규명함으로써 대상자 극복력을 향상시킬 수 있는 전략 개발에 필요한 기초자료를 제시하였다. 본 연구의 제한점은 수술을 포함한 모든 치료 중 혹은 치료 후 1년이 경과하지 않은 유방암 환자를 모두 대상로 선정하였기에 어떤 단계의 유방암 환자에게 본 연구를 적용할 수 있을 지에 대한 한계와 선행연구에서 치료 종류와 종료 여부가 극복력에 미치는 영향을 고려하지 못하였다. 또한, 대상자의 의무기록이 노출되는 것을 방지하기 위하여 연구참여자의 유방암 진단분류 및 진행 정도를 포함하지 못하고 3차 의료기관에서 편의 추출하였으므로 일반화에 신중을 기하여야 할 것이다. 삼중음성 유방암과 비삼중음성 유방암 환자의 희망이 극복력에 가장 영향을 미치는 것은 동일하였지만, 삼중음성 환자와 비삼중음성 환자의 극복력 영향요인이 다른 것은 삼중음성 환자의 치료 경과와 예후에 현저한 차이가 있는 점과 본 연구결과를 고려하여 추후에 표본 수를 더 확보하여 비교연구를 하는 것이 필요하다고 본다.

    결론 및 제언

    본 연구는 유방암 환자의 극복력을 위해 구축된 가설적 모형을 검증하기 위한 구조모형 검증연구이다. 유방암 환자의 극복력 가설적 모형에 관련 변인으로 불확실성, 영적 안녕, 우울, 증상경험, 희망을 영향요인으로 파악하였다. 유방암 환자의 극복력에 가장 직접적으로 영향을 미치는 요인은 희망이었고, 그 다음이 불확실성과 증상경험으로 나타났다. 또한 간접적으로 다른 요인을 통해 유방암 환자의 극복력에 영향을 미치는 요인은 불확실성과 영적 안녕으로 나타났다. 유방암 환자의 극복력을 높이기 위해서는 희망을 높이는 방안의 모색과 불확실성과 증상경험을 감소시키는 지원이 필요하다고 본다. 삼중음성과 비삼중음성 유방암 환자의 희망이 높을 경우 대상자의 극복력이 높아질 수 있으므로 그들의 희망을 높힐 수 있는 중재방안을 모색하는 다각적인 접근과 비교연구를 해 볼 것을 제안한다.

    Notes

    CONFLICTS OF INTEREST:The authors declared no conflict of interest.

    AUTHORSHIP:

    • Study conception and design acquisition - HDR, JSY and SSK.

    • Data collection - JCW and SSK.

    • Analysis and interpretation of the data - HDR and JSY.

    • Drafting and critical revision of the manuscript - HDR, JSY and SSK.

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