1. 연구의 필요성

슬관절 전치환술은 퇴행성 슬관절염 환자의 마지막 치료단계에 주로 시행되는 수술[1]로, 이 수술 건수는 매년 증가 추세이다. 2012~2017년 다 빈도 수술 건수 중에서 슬관절 전치환술의 연평균 증가율이 4.0%로, 33개 주요 수술건수의 증가율 1.2%에 비해 높은 수준[2]이다. 슬관절 전치환술의 건수가 증가하는 이유는 슬관절 통증의 감소, 일생생활을 통한 기능회복 및 환자의 삶의 질 향상에 효과적이기 때문이다[1, 3]. 그러나 슬관절 전치환술 후 6개월이 지나도 대상자의 32%가 무릎 불안정성, 심한 통증, 활동제한[4]이 있고, 수술 1년 후에 일부 대상자들은 여전히 무릎 꿇기, 쪼그리거나 양반다리 자세의 어려움 등 심각한 신체기능장애[3] 및 낙상 두려움[5]이 있다. 또한 수술 후 자기효능감이 낮을수록 신체기능 회복이 지연되고[6], 수술 후 1년이 지난 환자의 18.6%는 수술결과에 불만족하는 것으로 나타났다[7]. 특히 양측 슬관절 전치환술 환자의 경우 편측 수술환자보다 합병증 및 사망률 위험성이 높고[8], 건강한 노인에 비해 수술 후 낙상의 위험이 더 크며[9] 수술 후 1년 후에도 대부분의 환자들은 건강한 노인의 신체활동에 미치지 못하므로[10], 양측 슬관절 전치환술 환자의 건강관리의 중요성을 알 수 있다.

슬관절 전치환술을 받은 대상자의 건강관련 삶의 질 수준이 고관절 치환술을 받은 대상자보다 유의하게 낮았는데, 그 이유는 슬관절 전치환술의 경우 고관절 전치환술에 비해 수술 후 신체 기동성 효과가 낮기 때문이라고 보고[11]되었다. 슬관절 전치환술 후 대상자는 신체적 장애상황에 처하거나 심한 통증을 경험하며[12], 수술 후 불만족한 경우에 관절강직 증상을 더 많이 호소하였다[13]. 이러한 수술 후 신체적인 문제는 우울 등의 정신적인 문제에 영향을 미쳐[14] 성공적인 수술이라 하더라도 회복기간 동안 건강관련 삶의 질에 부정적인 영향을 미치는 것으로 보고되었다[1]. 특히 65세 이상 여성노인의 슬관절 전치환술 건수는 남성노인보다 약 6배 많고[15], 수술 후 여성의 건강관련 삶의 질이 남성보다 낮기[14] 때문에 슬관절 전치환술을 받은 여성 노인의 건강관련 삶의 질 관리가 더욱 필요함을 알 수 있다. 건강관련 삶의 질은 개인의 신체적, 정신적, 사회 심리적 건강에 대한 주관적 만족감으로[16], 사회정책, 건강관리 분야의 주요 결과지표 중의 하나로[17], 보건의료분야의 주요 관심 과제로 부각되어 왔다. 슬관절 전치환술 환자의 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 요인들은 연령 등의 개인적 특성[1], 수술 후 통증, 관절강직, 기능제한 등과 같은 신체적 증상[1, 13, 18], 우울, 낙상 두려움과 같은 심리적 증상[5, 18, 19], 비만, 동반질환, 수술 후 경과기간 등과 같은 생리적 요인[1, 11], 건강지각[20], 사회적 지지[1, 18, 20]와 같은 환경적 요인 등이 있다. 그러나 대부분의 연구들은 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 일부 요인들을 규명한 연구로, 수술 후 건강관련 삶의 질 영향요인들을 총체적으로 탐색한 연구는 미흡하다. 최근 슬관절 전치환술에 대한 국내 연구는 주로 입원환자나 수술 후 급성기에 있는 환자 대상의 연구이므로 다른 수술과 달리 퇴원한 이후에도 오랜 회복기간이 요구되는 슬관절 전치환술 후 1년 이내인 대상자들의 건강관련 삶의 질 연구[11, 18]는 부족하다. 슬관절 전치환술을 받은 후 대부분의 저강도 신체활동 복귀 시점이 13주부터이나[21], 수술 후 회복과정인 1년 동안 신체적·정신적 고통을 겪고 있어[1, 4, 7] 이 시기에 건강관련 삶의 질이 낮아 질 수 있다. 이러한 선행연구들[1, 4, 7, 11, 18, 21]을 통해 슬관절 전치환술 후 저강도 신체활동 복귀시점인 13주부터 수술 불만족이나 심각한 신체기능제한이 있는 시기 즉 수술 후 1년 이내인 대상자의 건강관련 삶의 질 관리가 요구되고 있다.

Wilson과 Cleary [16]의 건강관련 삶의 질 모형은 보건의료분야에 적용 가능한 모형으로[22], 생의학적 패러다임과 사회과학의 패러다임이 통합된 모형이다. 이 모형은 생물학적·생리적 요인, 증상상태, 기능상태, 건강지각이 삶의 질로 가는 일 방향 경로를 설정하여, 건강관련 삶의 질을 설명하는 요인들의 인과적인 관계 구조이며, 개인적 특성과 환경적 특성은 생물학적·생리적 요인을 제외한 4가지 요인에 영향을 주는 것으로 제시하고 있다. 이와 같이 Wilson과 Cleary [16]의 모형은 건강관련 삶의 질 관련 요인들 간의 관계를 총체적으로 설명하고 있으나, 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 개인적 특성을 자세히 제시하고 있지 않다. 이러한 제한점을 보완하기 위해 Ferrans 등[23]은 이 모형의 개인적 특성에 질병, 치료 및 행동에 대한 지식이나 신념, 태도 등의 심리적 요인 등을 구체적으로 포함시켜 제시하였다. Ferrans 등[23]이 개인적 특성으로 제시한 자기효능감은 건강의 회복이나 질병 악화의 핵심요인으로 작용하는 주요한 심리적 특성[24]으로 증상, 지각된 건강상태 및 삶의 질에 영향을 미치는 주요 요인이다[25]. 이에 본 연구에서는 Ferrans 등[23]이 제시한 자기효능감을 개인적 특성에 포함하였다. 또한 선행연구에서 슬관절 전치환술 후 1년 이내에 낙상에 영향을 주는 요소는 고령과 낙상 두려움 등[26]으로 슬관절 전치환술 후 대상자의 낙상 두려움 관리의 중요성[27]을 보고하고 있어, 본 연구에서는 낙상 두려움을 개인적 특성 변수로 포함시켰다.

그동안 Wilson과 Cleary [16]의 건강관련 삶의 질 모형에 근거한 연구는 환자 대상의 연구들이었으며[28, 29, 30], 국내 선행연구는 65세 이상의 퇴행성관절염 노인환자 대상의 연구[28]가 있을 뿐 슬관절 전치환술 노인의 삶의 질 영향요인을 파악한 연구는 없었다. 선행연구[28]의 가설적 모형은 개인적 특성에 인구학적 요인(연령, 결혼상태, 종교 및 교육)을 포함시켰으나, 상기한 바와 같이 본 연구에서는 개인적 특성에 연령 이외에 Ferrans 등[23]이 제시한 수술 후의 낙상 두려움[5], 자기효능감[6]을 포함시켰다. 증상상태, 기능상태가 건강 관련 삶의 질로 가는 경로를 추가 제시한 선행연구[28]와 다르게 본 연구에서는 증상상태, 기능상태뿐 아니라 생물학적·생리적 요인까지도 건강관련 삶의 질로 가는 직접경로가 있는 가설적 모형을 구축하였다. 또한 선행연구[28]에서 대상자의 전반적인 삶의 질을 측정하였으나, 본 연구에서는 사회정책, 임상치료 및 중재 효과의 결과지표로 활용되는 건강관련 삶의 질[17, 31]을 신체적 건강관련 삶의 질과 정신적 건강관련 삶의 질로 분류하여 각각의 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 요인을 규명하고자 한다.

이에 본 연구에서는 양측 슬관절 전치환술 후 여성노인의 건강관련 삶의 질 영향요인을 규명하기 위해 Wilson과 Cleary [16]의 건강관련 삶의 질 모형과 선행연구결과[1, 11, 18, 19, 20, 23]를 토대로 대상자의 신체적·정신적 건강관련 삶의 질 모형을 구축하여, 이를 검증하고자 한다. 본 연구의 결과는 양측 슬관절 전치환술 후 여성노인의 건강관련 삶의 질을 포괄적으로 이해하고 이를 향상시키기 위한 간호중재 수립에 필요한 근거 자료를 제시할 수 있을 것으로 기대한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 Wilson과 Cleary [16]의 건강관련 삶의 질 모형을 근간으로 양측 슬관절 전치환술 여성노인의 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 요인을 규명하기 위함이며 구체적인 연구 목적은 다음과 같다.

3. 이론적 기틀과 가설적 모형

본 연구에서는 Wilson과 Cleary [16]의 건강관련 삶의 질 모형을 근간으로 선행연구를 고찰하여 연구의 이론적 기틀을 구성하였다(Figure 1). Wilson과 Cleary [16]의 건강관련 삶의 질 모형에서는 개인적 특성과 환경적 특성이 증상상태, 기능상태, 건강지각 및 건강관련 삶의 질에 영향을 미치며, 생물학적·생리적 요인, 증상상태, 기능상태 및 건강지각은 일방향의 경로로 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 제시하고 있다. 이에 본 연구에서는 Wilson과 Cleary [16]의 건강관련 삶의 질 모형에서 제시한 경로를 모두 설정하여 이론적 기틀을 구성하였다. 또한 문헌고찰[1, 11, 18, 19, 20, 23]을 토대로 생물학적·생리적 요인(체질량 지수, 동반질환 개수, 수술 후 경과기간), 증상상태(통증, 관절강직, 우울), 기능상태(기능제한)가 건강관련 삶의 질로 가는 직접경로를 추가로 설정하였다(Figure 1).

Figure 1
Conceptual framework of this study.
BMI = Body mass index; HRQOL = Health related quality of life.

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증상상태는 비정상적인 신체적·정서적·인지적 상태에 대한 환자의 지각으로, 주관적인 증상을 의미한다[16]. 본 연구에서는 증상상태에 통증, 관절강직의 신체적 증상뿐만 아니라 우울을 포함시켰다. 증상상태를 형성하는 지표로 우울을 선정한 이유는 퇴행성관절염 환자의 신체기능에 영향을 미치는 요인[28]으로, 슬관절 전치환술 6개월 후에 노인이 겪는 우울 등은 슬관절 기능의 회복과 건강관련 삶의 질의 주요 요인[19]이기 때문이다.

Wilson과 Cleary [16]의 건강관련 삶의 질 모형이 제시하고 있는 개인적 특성에 연령 외에 Ferrans 등[23]이 개인적 특성으로 추가 제시한 자기효능감 및 낙상 두려움을 포함하였으며, 사회적 지지 변수를 환경적 특성에 포함하였다. 한편, Ferrans 등[23]이 개인적 특성으로 제시한 체질량 지수는 가설적 모형의 1단계인 생물학적·생리적 요인으로 분류하여 이론적 기틀을 구성하였다. 그 이유는 Wilson 과 Cleary [16]가 제시한 생물학적·생리적 요인은 건강 상태를 결정하는 가장 기본적인 요소로, 자가 보고가 아니라 객관적으로 관찰되고 확인 가능한 것을 의미하며 혈액검사 및 신체검사 결과 등이 포함한 임상지표를 의미하기 때문이다.

Wilson과 Cleary [16]가 제시한 건강관련 삶의 질은 삶의 다차원적 특성이 포함된 총체적인 삶의 질을 의미한다. Short-Form Health Survey 36 (SF-36)은 슬관절 전치환술 환자의 건강관련 삶의 질 측정 시 많이 사용하는 도구[1]로 건강관련 삶의 질을 신체적 건강관련 삶의 질과 정신적 건강관련 삶의 질로 구성하였으며, 건강관련 삶의 질의 다차원적 특성이 8개의 하위 영역에 포함되어 있어 건강관련 삶의 질의 총체적인 특성 파악에 유용한 도구이다. 이에 본 연구에서는 이 도구를 사용하여 대상자의 신체적·정신적 건강관련 삶의 질을 각각 측정하였다.

1. 연구 설계

본 연구는 양측 슬관절 전치환술 여성노인의 신체적·정신적 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 요인을 통합적으로 파악하기 위해 Wilson과 Cleary [16]의 건강관련 삶의 질 모형을 근간으로 선행연구 고찰결과를 토대로, 가설적 모형을 구축하여 실증적 자료를 통해 모형의 적합성과 연구 가설을 검증하는 부분 최소자승 구조방정식 모형(Partial Least Square Structural Equation Modeling [PLS-SEM], 이하 PLS 구조방정식 모형)연구이다.

2. 연구 대상

대상자는 퇴행성관절염 진단을 받고 C도 C시 소재 1개의 종합병원에서 양측 슬관절 전치환술 후 퇴원하여 정기적으로 외래에 내원한 65세 이상의 여성노인이다. 대상자의 구체적인 선정기준은 양측슬관절 전치환술 후 저강도 신체활동 복귀시점인 13주[21]부터 수술 후 신체적·정신적 고통을 겪고 있는 1년[1, 4, 7, 14]이내의 여성 노인 중 인지기능검사[32] 결과, 비 치매군으로 판정된 자이다. 대상자 제외 기준은 수술 직후나 이후에 감염 및 합병증이 있는 자, 정신과적 질병이 있거나 류마티스 관절염 진단을 받은 자이다.

PLS 구조방정식 모형연구는 표본크기가 작더라도 통계적 분석이 가능하나, 연구결과의 외적 타당성과 대표성을 확보하기 위해서는 표본크기를 공분산 구조방정식 모형과 같이 충분하게 확보하는 것이 바람직하다[33]. 이에 본 연구의 표본크기는 공분산 구조방정식 모형분석에서 요구하는 200명으로 산출하여 자료를 수집하였으며, 응답이 불충분한 자료를 제외한 193부를 최종 분석하였다.

3. 연구도구

본 연구의 도구는 의무기록지와 구조화된 설문지를 사용하였다. 의무기록지를 이용하여 연구 대상자의 생물학적·생리적 요인(입원당 시의 체질량지수, 동반질환 개수, 수술 후 경과기간)과 개인적 특성(연령)을 조사하였다. 연구도구는 사전에 개발자 또는 번안자나 번역자로부터 도구 사용 승인을 받은 후에 사용하였다. 구조모형 분석 전에 측정도구에 대한 확인적 요인분석(Confirmatory factor analysis)을 실시하여 잠재변수를 측정하는 관측변수들의 일치성 정도를 파악하여 연구도구의 집중타당도를 평가하였다. 요인부하량 값이 .50 이상. 95 이하면 도구의 집중타당도가 확보되었다[34]고 평가하였다.

4. 자료수집방법

2017년 7월 1일부터 2018년 4월 6일까지 C도 C시 소재의 1개 종합병원에서 대상자 선정기준에 부합되는 여성노인에게 연구자가 직접 연구 목적을 설명하고, 연구 참여에 자발적으로 동의한 대상자의 의무 기록지를 열람하여 조사하였다. 연구자가 직접 대상자에게 설문지를 배부하여 자료를 수집하였으며, 설문지 작성 시간은 20~30분이었다. 자료수집 시에 설문 내용에 대한 가독력이 낮은 대상자에 한하여 연구자가 직접 설문 내용을 읽어주고, 대상자의 답변을 설문지에 대신 표기하였다.

5. 연구의 윤리적 고려

충북대학교 생명윤리심의위원회(Institutional Review Board)의 심의·승인(승인번호: CBNU-201706-SB-471-01)을 거쳐 자료를 수집하였다. 대상자에게 연구 설명서를 배부하여 연구 목적, 자발적인 연구 참여, 연구 도중 언제라도 연구 참여를 중도 포기할 수 있다는 것, 설문 작성 소요시간 및 익명성 보장 등을 설명한 후에 연구참여 의사를 밝힌 대상자에 한하여 서면 동의서를 받았으며, 설문조사 후에 소정의 답례품을 제공하였다.

6. 자료 분석방법

구조방정식 연구에서 잠재변수가 측정지표에 영향을 미치는 지표는 반영지표(reflective indicator)이며, 반대로 측정지표들이 잠재변수를 형성하거나 잠재변수의 원인이 되는 지표는 형성지표(formative indicator)이다[33]. 그동안 형성지표를 분석하는 통계프로그램 지원 여부, 모형식별의 어려움 등으로 인해 구조방정식 모형 연구의 대부분이 반영지표를 적용하거나, 형성지표 적용이 적합한 연구에서도 반영지표를 적용한 연구가 대부분이었다[33]. 공분산 구조방정식 연구에서 형성지표를 반영지표로 잘못 설정하면 경로계수와 R²이 커져 연구가설 검증 시 제1종 오류 또는 제2종 오류가 발생한다[33]. 본 연구의 구조모형에 제시한 증상상태의 측정지표는 통증, 관절강직, 우울인데, 이들 지표는 증상상태를 구성하는 형성지표이다. PLS 구조방정식 모형은 반영지표와 형성지표를 모두 지원하여 모형식별 문제가 없기 때문에[33] 반영지표와 형성지표가 함께 있는 구조방정식 모형 연구의 경우, PLS 구조방정식 모형을 이용하는 것이 바람직하다[33, 52]. 또한 PLS 구조방정식 모형은 잠재변수가 1개의 항목으로 측정될 때 쉽게 사용할 수 있고, 공분산 구조방정식 모형에 비해 더 높은 수준의 통계 검증이 가능하다[52]. 이에 본 연구에서는 PLS 구조방정식 모형을 이용하여 구조모형을 검증하였다. 구조모형을 검증하기 전에 본 연구의 구조모형에 포함된 변수에 대한 대상자의 응답데이터에 결측치와 이상치가 없었음을 확인하였다.

본 연구에서는 SPSS version 22.0, Amos 22.0 프로그램과 SmartPLS 3.2.4 프로그램을 이용하여 자료를 분석하였으며, 가설적 모형을 검증하기 전에 측정도구의 확인적 요인 분석을 하였다. 대상자의 인구사회학적 특성, 건강 관련 특성과 연구 변수들은 서술적 통계로 분석하였으며, 자료의 정규성을 검토하였다. 측정 변수들 간의 다중공선성은 분산팽창지수(Variation Inflation Factor [VIF]), 공차한계(tolerance) 및 상관관계로 확인하였다.

우선 측정모형(형성적 측정모형과 반영적 측정모형)을 평가하였다. 형성적 측정모형 평가에서는 분산팽창지수(VIF)를 산출하여 다중공선성을 평가하였으며, 외부가중치(outer weight)를 이용하여 집중타당도를 평가[33, 52]하였다. 반영적 측정모형 평가에서는 반영지표의 복합신뢰도(Composite Reliability [CR]), 평균분산추출지수(Average Variance Extracted [AVE])를 이용한 집중타당도[52], Fornell-Lacker기준에 의한 판별타당도[53]를 평가하였다. 다음으로 PLS알고리즘(Algorithm)과 부트스트래핑을 실행하는데 이와 관련된 분석조건을 설정[52]한 후 구조모형을 평가하였다. 구조모형의 예측력과 잠재변수들 간의 관계를 확인하고 모형이 내생변수를 얼마나 잘 예측하는지를 평가하기 위해 다중공선성, 예측적합성(Q²)[54, 55], 결정계수(R²), 잔차평균 제곱이중근(Standardized Root Mean square Residual [SRMR]), 효과크기(f²)를 이용하였다. Q²값은 내생변수에 대한 외생변수의 예측 적합성을 의미하며, 내생잠재 변수의 중복성(redundancy)값 즉 외생변수 집합의 모든 변수와 내생변수 집합의 각 변수와의 다중상관계수의 제곱 값이다[33]. Q²값이 .35이면 큰 예측 적합성을, .15는 중간 정도, .02는 작은 예측 적합성이 있다고 평가[54, 55]하였다. R²값이 .75 이상이면 예측 정확성이 높고, .50은 중간, .25는 낮은 것으로 평가하였다[55]. PLS 구조방정식 모형의 전반적인 적합도를 평가하기 위하여 Henseler 등[56]이 제시한 잔차 평균제곱이중근(SRMR) 값을 이용하였다. 그 이유는 PLS 구조방정식 모형에서 Goodness-of-Fit Index는 형성적 측정모형에 적합하지 않고 과도모수화(over-parameterization)효과를 해결하지 못하기 때문에 사용하지 않는 것이 바람직하기 때문이며[52], SRMR은 모형의 적합 여부를 확인하기 위해 가장 신뢰할 만한 지표로 PLS 구조방정식 모형과 공분산 구조방정식 모형과의 비교가 용이[56]하기 때문이다. SRMR 값은 Hu와 Bentler [57]가 제시한 기준(.05 이하)으로 평가하였다. 효과크기(f²)는 내생변수에 대한 외생변수의 상대적 영향력을 의미한다. 즉 모든 내생변수들의 결정계수(R²)를 계산 후 모형에서 특정 외생변수가 제거 되었을 때의 R² 값은 제거된 외생변수가 내생변수에 실제로 미치는 영향을 평가[f² = (R²_included − R²_excluded) / (1 − R²_included)]한다. f²값이 .35이면 외생 잠재변수의 효과가 큰 것으로, .15는 중간, .02는 작은 효과가 있는 것으로 평가[52]하였다. 구조모형의 효과분석 및 연구가설을 검증하기 위하여 부트스트래핑 방법을 이용하여 경로계수와 경로계수의 유의성, 경로의 직접효과, 간접효과, 총 효과의 통계적 유의성을 검증하였다.

1. 대상자의 인구학적 특성 및 건강관련 특성

연구대상자의 평균 연령은 74.2세로 총 193명 중 65~74세가 103명(53.4%)이었으며, 배우자와 사별한 대상자가 107명(55.4%), 독거노인이 75명(38.9%)이었다. 체질량 지수의 평균은 27.23 kg/m²로 과체중인 경우(93명, 48.2%)가 가장 많았으며, 수술 후 경과기간은 평균 190.38일로, 수술 후 91일 이상 180일 이하가 113명(58.5%)이었다. 수술 후 낙상 과거력이 있는 대상자는 40명(20.7%), 대상자의 182명(94.3%)은 1개 이상의 동반질환을 보유하고 있었다(Table 1).

Table 1
Sociodemographic and Health related Characteristics of Patients (N = 193)

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2. 연구 변수의 서술적 통계, 정규성 검정

연구 변수의 서술적 통계는 Table 2에 제시하였다. 연구 변수의 일변량 정규성 검증결과, 왜도 − 1.53~1.99, 첨도 − 1.62~4.12로 절대값이 왜도 3, 첨도 10을 넘지 않아 단일변량 정규분포의 조건을 충족하였다[54]. 측정 변수의 분산팽창지수(VIF)는 1.02~4.28, 공차한계는 .19~.95, 변수들 간의 상관계수는 .80 이하로 나타나 측정 변수 간의 다중공선성 문제가 없었다.

Table 2
Descriptive Statistics and Validity of Variables (N = 193)

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3. 가설적 모형 분석

2) 가설적 모형의 적합도 평가

가설적 모형의 예측적합성 평가 결과, Stone-Geisser [54, 55]의 Q²값을 분석하여 기능상태 .73, 신체적 건강관련 삶의 질 .60, 정신적 건강관련 삶의 질 .58로 나타나 매우 적합한 것으로 평가하였고, 증상상태(.33)와 건강지각(.26)은 중간정도의 적합성이 있었다. 결정계수(R²)측정결과, 기능상태 .75, 신체적 건강관련 삶의 질 .64, 정신적 건강관련 삶의 질 .63, 증상상태 .54로 건강지각 .28을 제외하고 중간 이상의 설명력을 가졌다. 또한 가설적 모형의 전반적인 적합도를 평가하기 위한 SRMR 값은 .04로 나타나, 연구 모형의 적합도가 좋은 것임을 확인하였다(Table 3).

Table 3
Effect Analysis and Effect Size and Model Fit for the Hypothetical Model (N = 193)

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4. 가설적 모형의 검증

본 연구에서는 구조모형의 효과분석 및 연구가설을 검증하기 위해 경로계수와 경로계수의 유의성, 경로의 직접효과, 간접효과 및 총 효과를 확인하였으며(Table 3). 본 연구의 가설적 모형의 경로 37개 중 25개가 유의하였다(Figure 2). 증상상태를 내생변수로 하는 유의한 4개의 경로는 자기효능감(B = − .52, p < .001), 낙상 두려움(B = .26, p < .001), 수술 후 경과기간(B = − .11, p = .009) 및 사회적 지지(B = − .14, p = .010)이었으며, 이들 4개의 경로는 모두 증상상태에 직접효과와 총 효과가 있는 것으로 나타났다. 기능상태를 내생변수로 하는 5개의 경로는 모두 유의하게 나타났으며, 연령은 직접효과(B = .11, p = .008)와 총 효과(B = .11, p = .025)가 통계적으로 유의하게 나타났으며, 자기효능감은 직접효과(B = − .35, p < .001), 간접효과(B = − .26, p < .001)와 총 효과(B = − .60, p < .001) 모두 통계적으로 유의하게 나타났다. 낙상 두려움은 직접효과(B = .17, p < .001), 간접효과(B = .13, p < .001), 총 효과(B = .29, p < .001)가 통계적으로 유의하게 나타났다. 그리고 사회적 지지는 기능상태에 직접효과를 미치지 않았으나 간접효과(B = − .07, p = .013)가 통계적으로 유의하게 나타났으며, 증상상태는 직접효과(B = .50, p < .001)와 총 효과(B = .50, p < .001)가 통계적으로 유의한 경로로 나타났다. 건강지각을 내생변수로 하는 유의한 경로는 2개로, 자기효능감은 직접효과(B = .23, p = .014)와 총 효과(B = .35, p < .001)가 통계적으로 유의하게 나타났으며, 낙상 두려움은 직접효과(B = − .18, p = .024), 총 효과(B = − .24, p < .001)가 있는 것으로 나타났다.

Figure 2
Path diagram of the final model.
X1 = Age; X2 = Self efficacy; X3 = Fear of falling; X4 = Body mass index (BMI); X5 = Number of comorbidities (NOC); X6 = Time since total knee replacement (Time since TKR); X7 = Social support; Y1 = Pain; Y2 = Stiffness; Y3 = Depression; Y4 = Functional limitation; Y5 = Current health perception; Y6 = Physical component summary; Y7 = Mental component summary.

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신체적 건강관련 삶의 질로 가는 유의한 경로는 8개로 나타났다. 즉 자기효능감은 직접효과(B = .15, p = .020), 간접효과(B = .35, p < .001), 총 효과(B = .50, p < .001) 모두 통계적으로 유의하게 나타났으며, 낙상 두려움은 간접효과(B = − .19, p < .001)와 총 효과(B = − .28, p < .001), 동반질환 개수는 총 효과(B = − .13, p = .014)가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 수술 후 경과기간은 신체적 건강관련 삶의 질에 간접효과(B = .05, p = .022)가, 사회적 지지는 간접효과(B = .07, p = .047)가 통계적으로 유의하게 나타났으며, 증상상태는 직접효과(B = − .31, p < .001)와 간접 효과(B = − .11, p = .018), 총 효과(B = − .43, p < .001), 기능상태(기능제한)는 직접효과(B = − .18, p = .024)와 총 효과(B = − .23, p = .008), 건강지각은 직접효과(B = .21 p < .001)와 총 효과(B = .21 p < .001)가 통계적으로 유의하게 나타났다. 정신적 건강관련 삶의 질로 가는 유의한 경로는 6개였으며, 자기효능감은 간접효과(B = .33, p < .001), 총 효과(B = .46, p < .001)가 통계적으로 유의하게 나타났으며, 낙상 두려움은 간접효과(B = − .18, p < .001)와 총 효과(B = − .19, p = .005), 수술 후 경과기간은 간접효과(B = .06, p = .018)에, 사회적 지지는 직접효과(B = .11, p = .007), 간접효과(B = .10, p = .012)와 총 효과(B = .21, p < .001)가 통계적으로 유의하게 나타났다. 증상 상태는 직접효과(B = − .57, p < .001)와 총 효과(B = − .56, p < .001), 건강지각은 직접효과(B = .18 p = .005)와 총 효과(B = .18 p = .005)가 정신적 건강관련 삶의 질에 통계적으로 유의하게 나타났다.