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문제 정의
- 따라서 이 연구의 목적은 국민건강영양조사 자료의 20-64세 성인을 대상으로 첫째, 사회경제적 지위(사회계층, 교육, 소득수준)에 따른 주관적 건강수준의 차이를 파악하고 둘째, 이러한 사회경제적 건강 불평등에 영향을 미치는 건강행태요인(급성위해유발음주위험, 흡연, 스트레스, 운동)의 매개효과를 파악하고자 하였다. 모든 분석은 성별 건강 불평등의 양상이 상이함을 고려해 남성과 여성을 분리하여 실시하였다.
- 셋째, 사회계층, 교육, 소득수준에 따른 주관적 건강수준의 차이와 이에 대한 기여요인의 영향을 파악하기 위해 로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 이 때, 연령을 보정한 모형 1, 건강행태 요인을 추가로 보정한 모형 2, 인구사회학적 요인을 추가로 보정한 모형 3에 따라 각 모형에서 추가된 변수가 사회경제적 건강 불평등에 미치는 영향을 파악하고자 하였다. 넷째, 사회경제적 건강 불평등에 대한 건강행태요인 각각의 영향을 파악하였다.
- 이 연구는 2005년도 국민건강영양조사 자료를 이용하여 생산연령인구인 20-64세 성인 남녀 6,030명(남성 2,800명, 여성 3,230명)을 대상으로 우리나라 국민의 사회경제적 불평등에 따른 주관적 건강상태의 차이를 분석하고, 주요 관련 요인을 파악하기 위해 실시되었다. 모든 분석은 성별 건강불평등의 양상이 상이함을 고려하여 남녀를 구분하여 실시하였다.
- 이와 같은 제한점에도 이 연구는 우리나라 국민을 대표 하는 국민건강영양조사 자료를 이용해 20-64세 성인의 사회경제적 지위(사회계층, 교육, 소득수준)에 따른 주관적 건강수준의 차이를 성별로 분석하였고, 사회경제적 건강불평등에 영향을 미치는 요인으로서 건강행태 요인의 영향을 파악하였으며, 국내 선행연구에서는 시도된 바 없는 급성 위해유발음주위험 요인을 포함한 건강행태요인 각각의 개별적인 영향을 분석하였다는 점에서 의의가 있다. 연구결과 건강행태요인이 여성 가정주부계층을 제외한 사회경제적 지위에 따른 주관적 건강수준에 중요한 영향을 주는 매개변수임을 확인할 수 있었으며, 성별로 남성은 흡연행동의 영향이 여성은 스트레스와 운동의 영향이 컸다.
- 이 연구는 다음과 같은 제한점을 갖는다. 첫째, 이 연구는 2005년 조사 시점에서 사회경제적 요인과 건강행태 요인을 분석한 단면연구이다. 그러므로 관련된 요인에 대한 인과관계를 명확히 기술하는데 부족함이 있다.
제안 방법
- 건강행태 변수(급성위해유발음주위험, 흡연, 스트레스, 운동)와 인구사회학적 특성변수(성별, 연령, 거주지, 결혼 상태)는 선행연구에서 주관적 건강수준과 유의한 관련이 있다고 보고된 설명 변수를 참조하여 사용하였다 [6,29]. 건강행태 변수의 경우 선행연구에서 사회경제적 건강 불평등의 매개변수로서 언급된 변수를 참조하였으며 [9,14,23], 특히 음주 변수의 경우 일시적으로 과도하게 알코올을 섭취 하는 우리나라의 음주문화를 고려하여 급성위해유발음주 위험 변수를 포함하였다.
- 급성위해유발음주위험은 세계보건기구(World Health Organization, WHO) [30]의 권고에 따라 주종에 따른 알코올 함량의 차이와 주류 용기 크기의 다양함을 고려해 주류에 포함된 순수 알코올의 양을 측정하는 방법을 활용하였으며 그램(gm)으로 환산한 음주일 평균 순수 알코올 소비량을 급성위해유발음주위험으로 3분류하였다. 이 연구에서는 각 주종별 단위 용량 당 알코올 농도를 선행 연구 [30,31]를 참조하여 25%로 정해 사용하였으며 소주를 기준으로 1잔의 용량을 한국 음주 문화 연구 센터가 제시한 기준 [32]을 사용해 50 ㎖로 정해 사용하였다.
- 이 때, 연령을 보정한 모형 1, 건강행태 요인을 추가로 보정한 모형 2, 인구사회학적 요인을 추가로 보정한 모형 3에 따라 각 모형에서 추가된 변수가 사회경제적 건강 불평등에 미치는 영향을 파악하고자 하였다. 넷째, 사회경제적 건강 불평등에 대한 건강행태요인 각각의 영향을 파악하였다. 로지스틱 회귀분석에서 사회계층, 교육, 소득수준은 가장 상위 수준의 집단을 기준으로 분석하였으며 불건강을 1로, 건강을 0으로 하여 분석하였다.
- 첫째, 상위 및 중상위 계층(Ⅰ계층)은 고위임직원, 전문가이면서 종사상의 지위가 자영업자, 고용주, 상용근로자 로써 종사상의 지위에 별 상관없이 상위직업군에 속하는 경우이다. 둘째, 중간층은 신중간층(Ⅱ계층)과 구중간층(Ⅲ 계층)으로 구분하였다. 신중간층은 주로 정신적 노동에 종사하는 기능공, 사무종사자로서 종사상의 지위가 고용주에서 일용근로자에 이르는 사람을 말한다.
- 따라서 이 연구에서는 Borg와 Kristensen [25], Borrell 등 [26]의 연구를 참조해 건강상태가‘매우 건강한 편’, ‘건강한 편’을 건강군으로, ‘보통인 편’, ‘건강하지 못한 편’, ‘매우 건강하지 못한 편’을 불건강군으로 분류하였으며 건강군(2점 이하)과 불건강군(3점 이상)의 두 그룹으로 범주화 하였다.
- 한 사회의 노동력과 직업 구조는 지속적으로 변화하기 때문에 직업과 사회계층 분류 체계는 계속 수정되어야 하며 [35], 남성과 여성 모두의 건강수준이나 건강행태의 차이를 보다 더 잘 반영하는 보건의료에 적합한 사회계층분류법에 관한 연구가 필요한 실정이다 [26,27,36]. 따라서 이 연구에서는 정치적, 이데올로기적 차이를 반영하는 사회계급분류보다는 서열상의 위계화를 반영하는 사회계층 분류를 이용한 Yoon 등 [27]과 Kim 등 [28]의 연구에 근거하여 한국표준직업분류 중 13개대분류를 이용해 사회계층을 7계층으로 재분류하여 분석에 사용하였다. 특히, 여성의 경우 주부계층을 사회계층에 포함하여 사회계층별 차이를 분석하였다.
- 로지스틱 회귀분석에서 사회계층, 교육, 소득수준은 가장 상위 수준의 집단을 기준으로 분석하였으며 불건강을 1로, 건강을 0으로 하여 분석하였다. 또한 사회경제적 수준과 주관적 건강상태와의 관련성을 분석함에 있어 모형 2에 추가된 건강행태 변수가, 변수가 추가되기 전 모형(모형 1)의 교차비를 얼마나 설명하는지 파악함으로서 추가된 변수의 설명력을 파악하고자 추계식을 통해 설명력(explained fraction)을 계산하였다.
- 넷째, 사회경제적 건강 불평등에 대한 건강행태요인 각각의 영향을 파악하였다. 로지스틱 회귀분석에서 사회계층, 교육, 소득수준은 가장 상위 수준의 집단을 기준으로 분석하였으며 불건강을 1로, 건강을 0으로 하여 분석하였다. 또한 사회경제적 수준과 주관적 건강상태와의 관련성을 분석함에 있어 모형 2에 추가된 건강행태 변수가, 변수가 추가되기 전 모형(모형 1)의 교차비를 얼마나 설명하는지 파악함으로서 추가된 변수의 설명력을 파악하고자 추계식을 통해 설명력(explained fraction)을 계산하였다.
- 따라서 이 연구의 목적은 국민건강영양조사 자료의 20-64세 성인을 대상으로 첫째, 사회경제적 지위(사회계층, 교육, 소득수준)에 따른 주관적 건강수준의 차이를 파악하고 둘째, 이러한 사회경제적 건강 불평등에 영향을 미치는 건강행태요인(급성위해유발음주위험, 흡연, 스트레스, 운동)의 매개효과를 파악하고자 하였다. 모든 분석은 성별 건강 불평등의 양상이 상이함을 고려해 남성과 여성을 분리하여 실시하였다.
- 이 연구는 2005년도 국민건강영양조사 자료를 이용하여 생산연령인구인 20-64세 성인 남녀 6,030명(남성 2,800명, 여성 3,230명)을 대상으로 우리나라 국민의 사회경제적 불평등에 따른 주관적 건강상태의 차이를 분석하고, 주요 관련 요인을 파악하기 위해 실시되었다. 모든 분석은 성별 건강불평등의 양상이 상이함을 고려하여 남녀를 구분하여 실시하였다. 연구결과, 남녀 모두 사회경제적 수준이 낮을수록 주관적 건강수준이 낮았으며 여성의 경우 특히 농촌자영계층의 불건강 수준이 높았다.
- 모형 1에 비해 모형 2에서 추가로 보정한 건강행태변수의 사회경제적 건강 불평등에 대한 영향을 파악하고자 설명력을 계산하였다. 남성은 사회계층, 교육, 소득수준에 따른 주관적 건강수준의 차이에 대한 건강행태변수의 영향이 각각 18.
- 교육은 초등졸업 이하, 중학교 이상, 고등학교 이상, 대학 이상으로 분류하였고 초등졸업 이하를 가장 낮은(lowest) 교육수준 그룹으로, 대학교 이상을 가장 높은(highest) 교육 수준 그룹으로 구분하였다. 소득은 연속변수인 월평균 가구소득을 총 가구원수로 보정한 표준화 소득을 계산 한 후4 그룹으로 범주화하였다. 표준화 소득은 최근 경제협력개발기구(Organization for Economic Cooperation and Development, OECD)에서 국가별 소득을 비교 분석할 때 사용된 방법으로써 가구소득을 가구원 크기의 제곱근으로 나누어 주는 가구균등화지수(equivalence scale)를 적용해 계산하였다.
- 음주일의 평균 알코올 소비량의 계산은 음주일 평균 음주량(잔) × 표준 1잔의 용량(㎖)×도수(%)×0.79(㎖)이며 남녀별 급성위해유발음주 위험 기준에 따라 저위험, 중간위험, 고위험 음주로 분류하였다.
- 이 연구에서 독립변수는 사회경제적 특성변수, 인구사회학적 특성변수, 건강행태 변수이다. 사회경제적 특성변수는 사회계층, 교육, 표준화 소득을 포함한다.
- 이 연구에서는 로지스틱 회귀분석 (Table 4)에서 연령만을 보정한 모형 1에 건강행태와 인구사회학적 변수를 추가로 보정함에 따라 이들 추가 변수가 사회경제적 건강불평등에 미치는 영향을 파악하였다. 건강행태 변수를 추가한 모형 2에서 남녀 모두 대부분의 사회계층, 교육, 소득수준에서 통계적 유의성에 변화가 없었으나 교차비가 감소하는 경향을 보였으며 이러한 결과는 선행연구 결과와도 같았다[9,14,23].
- 사회계층은 한국표준직업분류 중 13개 대분류와 사회계층간 건강행위의 차이를 분석한 Yoon 등 [27]의 연구, 사회계층 및 건강행위와 만성질환 유병과의 연관성을 분석한 Kim 등 [28]의 연구 분류를 참조하여 분류하였다. 이 연구에서는Ⅰ계층은 상위 및 중상위 계층,Ⅱ계층은 신중간층, Ⅲ계층은 구중간층, Ⅳ계층은 노동계층, Ⅴ계층은 농촌자영자, Ⅵ계층은 하위계층으로 분류하였으며, 주부를 Ⅶ계층으로 재분류하였다(Table 1).
- 이 연구의 종속변수는 주관적 건강수준으로“스스로 생각하시기에 같은 연령의 다른 사람과 비교하여 자신의 건강이 대체로 어떠하다고 생각하십니까?
- 표준화 소득은 최근 경제협력개발기구(Organization for Economic Cooperation and Development, OECD)에서 국가별 소득을 비교 분석할 때 사용된 방법으로써 가구소득을 가구원 크기의 제곱근으로 나누어 주는 가구균등화지수(equivalence scale)를 적용해 계산하였다. 이렇게 산출된 표준화 소득을 70만원 미만, 70만원 이상-114만원 미만, 114만원 이상-172만원 미만, 172만원 이상의 4그룹으로 나누어 70만원 미만을 가장 낮은(lowest) 소득수준 그룹으로, 172만원 이상을 가장 높은(highest) 소득수준 그룹으로 구분하였다.
- 즉, 최근의 인구주택 총 조사자료를 기본으로 지역층(7개 광역시, 경기, 강원, 충청, 전라, 경상, 제주 등 6개 도)의 행정구역(동/읍·면)과 주거종류(아파트/일반주택)를 층화기준으로 층화한 후 각층의 모집단 조사구 수에 비례하도록 배분하여 계통추출법으로 표본조사구를 추출한다.
- , Cary, NC, USA)를 이용하였으며 자료의 분석 과정은 다음과 같다. 첫째, 사회경제적 특성, 인구사회학적 특성, 건강행태에 따른 조사대상자의 분포를 파악하기 위해 기술 분석을 실시하였다. 둘째, 카이제곱 검정을 실시하여 분류된 각 특성 변수에 따른 주관적 건강수준의 건강, 불건강 여부를 파악하였다.
- 흡연 여부는 현재흡연, 과거흡연, 비흡연으로 분류하였고, 스트레스는 대단히 많이 느낌, 많이 느낌, 조금 느낌, 거의 느끼지 않음으로, 운동여부는 여가시간에 건강을 위해 규칙적으로 주 3회 이상 운동을 하는 군을 정규적인 운동으로 분류하고 나머지를 비정규적 운동으로 분류하였다.
대상 데이터
- 2005년 국민건강영양조사 자료를 이용해 생산연령인구인 20-64세 성인 남녀 6,030명(남성 2,800명, 여성 3,230명)을 대상으로 분석한 이 연구의 사회경제적 특성, 건강행태 특성, 인구사회학적 특성별 연구대상자의 분포는 Table 2와 같다.
- 국민건강영양조사는 건강설문조사(건강면접조사, 보건 의식행태조사), 검진조사 및 영양조사로 구성되어 있으며이 연구에서는 건강설문조사 자료만을 분석에 이용하였다. 건강설문조사 중 건강면접조사는 전국 600개 조사구의 12,000가구, 19세 이상 성인 25,487명, 아동 및 청소년 8,658명을 대상으로 조사되었으며 보건의식행태조사는 전국 200개 조사구(건강면접조사구의 3분의 1)의 3,749가구, 12세 이상 19세 미만 1,033명, 19세 이상 성인 7,801명에 대해 조사를 완료하였다.
- 이 연구는 국민건강증진법 제 16조에 의거하여 1998년부터 3년 주기로 시행되는 전국규모의 건강 및 영양조사인‘2005년 국민건강영양조사’의 원자료(raw data)를 이용하였다 [24].
- 급성위해유발음주위험은 세계보건기구(World Health Organization, WHO) [30]의 권고에 따라 주종에 따른 알코올 함량의 차이와 주류 용기 크기의 다양함을 고려해 주류에 포함된 순수 알코올의 양을 측정하는 방법을 활용하였으며 그램(gm)으로 환산한 음주일 평균 순수 알코올 소비량을 급성위해유발음주위험으로 3분류하였다. 이 연구에서는 각 주종별 단위 용량 당 알코올 농도를 선행 연구 [30,31]를 참조하여 25%로 정해 사용하였으며 소주를 기준으로 1잔의 용량을 한국 음주 문화 연구 센터가 제시한 기준 [32]을 사용해 50 ㎖로 정해 사용하였다. 음주일의 평균 알코올 소비량의 계산은 음주일 평균 음주량(잔) × 표준 1잔의 용량(㎖)×도수(%)×0.
- 이 연구에서는 건강면접조사와 보건의식행태조사가 완료된 자로써 분석변수에 결측치가 없는 생산연령인구인 20-64세의 성인 남녀 6,030명(남성 2,800명, 여성 3,230명)을 대상으로 최종 분석하였다.
데이터처리
- 첫째, 사회경제적 특성, 인구사회학적 특성, 건강행태에 따른 조사대상자의 분포를 파악하기 위해 기술 분석을 실시하였다. 둘째, 카이제곱 검정을 실시하여 분류된 각 특성 변수에 따른 주관적 건강수준의 건강, 불건강 여부를 파악하였다. 셋째, 사회계층, 교육, 소득수준에 따른 주관적 건강수준의 차이와 이에 대한 기여요인의 영향을 파악하기 위해 로지스틱 회귀분석을 실시하였다.
- 둘째, 카이제곱 검정을 실시하여 분류된 각 특성 변수에 따른 주관적 건강수준의 건강, 불건강 여부를 파악하였다. 셋째, 사회계층, 교육, 소득수준에 따른 주관적 건강수준의 차이와 이에 대한 기여요인의 영향을 파악하기 위해 로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 이 때, 연령을 보정한 모형 1, 건강행태 요인을 추가로 보정한 모형 2, 인구사회학적 요인을 추가로 보정한 모형 3에 따라 각 모형에서 추가된 변수가 사회경제적 건강 불평등에 미치는 영향을 파악하고자 하였다.
이론/모형
- 사회경제적 특성변수는 사회계층, 교육, 표준화 소득을 포함한다. 사회계층은 한국표준직업분류 중 13개 대분류와 사회계층간 건강행위의 차이를 분석한 Yoon 등 [27]의 연구, 사회계층 및 건강행위와 만성질환 유병과의 연관성을 분석한 Kim 등 [28]의 연구 분류를 참조하여 분류하였다. 이 연구에서는Ⅰ계층은 상위 및 중상위 계층,Ⅱ계층은 신중간층, Ⅲ계층은 구중간층, Ⅳ계층은 노동계층, Ⅴ계층은 농촌자영자, Ⅵ계층은 하위계층으로 분류하였으며, 주부를 Ⅶ계층으로 재분류하였다(Table 1).
- 소득은 연속변수인 월평균 가구소득을 총 가구원수로 보정한 표준화 소득을 계산 한 후4 그룹으로 범주화하였다. 표준화 소득은 최근 경제협력개발기구(Organization for Economic Cooperation and Development, OECD)에서 국가별 소득을 비교 분석할 때 사용된 방법으로써 가구소득을 가구원 크기의 제곱근으로 나누어 주는 가구균등화지수(equivalence scale)를 적용해 계산하였다. 이렇게 산출된 표준화 소득을 70만원 미만, 70만원 이상-114만원 미만, 114만원 이상-172만원 미만, 172만원 이상의 4그룹으로 나누어 70만원 미만을 가장 낮은(lowest) 소득수준 그룹으로, 172만원 이상을 가장 높은(highest) 소득수준 그룹으로 구분하였다.
성능/효과
- 스트레스는 남성의 경우 조금 느끼는 군과 거의 느끼지 않는 군에서, 여성은 스트레스를 거의 느끼지 않는 군에서 건강 군의 비율이 높았으며 운동을 하는 군에서 건강군의 비율이 높았다. 거주지는 남성에서 소도시가 건강군의 비율이 높았고, 결혼여부는 남녀 모두에서 미혼의 경우 건강군의 비율이 높았다.
- 국민건강영양조사는 건강설문조사(건강면접조사, 보건 의식행태조사), 검진조사 및 영양조사로 구성되어 있으며이 연구에서는 건강설문조사 자료만을 분석에 이용하였다. 건강설문조사 중 건강면접조사는 전국 600개 조사구의 12,000가구, 19세 이상 성인 25,487명, 아동 및 청소년 8,658명을 대상으로 조사되었으며 보건의식행태조사는 전국 200개 조사구(건강면접조사구의 3분의 1)의 3,749가구, 12세 이상 19세 미만 1,033명, 19세 이상 성인 7,801명에 대해 조사를 완료하였다.
- 남녀 모두 20-29세 연령에서만 불건강군보다 건강군의 비율이 높았고, 사회계층 분류에 따른 주관적 건강수준은 남녀 모두 상위 및 중상위계층, 신중간층의 경우 불건강군보다 건강군의 비율이 높았고 구중간층, 노동계층, 농촌자영자, 하위계층, 주부계층에서는 불건강군의 비율이 높았다. 교육수준에 따른 주관적 건강수준은 남녀 모두에서 그룹 1(대학이상)에서 건강군의 비율이 높았고, 소득수준의 경우 남성에서는 소득수준이 높은 그룹 1(173만원 이상)과 그룹 2(114-172만원)에서 건강군의 비율이 높았고 여성은 소득수준이 가장 높은 그룹 1(173만원 이상)에서 건강군의 비율이 높았다. 건강행태 중 급성위해유발음주위험에 있어서는 남성의 경우 중간위험 음주에서 건강군의 비율이 높았으며 흡연은 비흡연군에서 건강군의 비율이 높았다.
- 6%). 급성위해유발음주위험, 흡연, 스트레스, 운동 요인 각각의 영향을 보았을 때 남성의 경우 사회경제적 지위에 관계없이 흡연 요인의 영향이 가장 컸고 여성은 사회계층, 교육, 소득수준에 따라 차이는 있으나 스트레스와 운동에 의한 영향이 컸다. 이는 사회경제적 수준에 따른 건강불평등의 차이를 줄이고자 하는 정책의 우선순위와 접근 방법이 성별로 다를 수 있음을 시사한다.
- 남녀 모두 20-29세 연령에서만 불건강군보다 건강군의 비율이 높았고, 사회계층 분류에 따른 주관적 건강수준은 남녀 모두 상위 및 중상위계층, 신중간층의 경우 불건강군보다 건강군의 비율이 높았고 구중간층, 노동계층, 농촌자영자, 하위계층, 주부계층에서는 불건강군의 비율이 높았다. 교육수준에 따른 주관적 건강수준은 남녀 모두에서 그룹 1(대학이상)에서 건강군의 비율이 높았고, 소득수준의 경우 남성에서는 소득수준이 높은 그룹 1(173만원 이상)과 그룹 2(114-172만원)에서 건강군의 비율이 높았고 여성은 소득수준이 가장 높은 그룹 1(173만원 이상)에서 건강군의 비율이 높았다.
- 남성은 구중간층, 노동계층, 농촌자영계층, 하위계층에서, 여성은 노동계층, 농촌자영계층, 하위계층, 주부계층에서 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 남녀 모두 낮은 사회계층에 속할수록 건강불평등의 교차비가 점차 증가하는 것을 볼 수 있었으나, 여성의 경우 농촌자영계층이 다른 사회계층에 비해 건강불평등의 교차비가 특히 높았다 (OR=5.23, 95% CI=1.71-15.97). 이러한 결과는 우리나라 여성 농촌 자영계층에 속하는 농업, 어업 종사자들의 주관적 건강수준이 다른 사회계층에 비해 특별히 낮은 수준임을 의미하며, 농촌자영계층에 저소득층이 많이 분포하고, 건강행위 실천이 낮다고 보고한 Yoon 등 [27] 의 연구와도 같은 결과이다.
- 남녀 모두 사회계층, 교육, 소득수준에 따른 주관적 건강 수준의 차이가 건강행태 요인과 인구사회학적 변수를 보정함에 따라 점차 감소하는 경향을 보였으나 여성 주부계층의 경우에는 오히려 점차 증가하는 양상을 보였다. 이는 선행연구 [26,36]와 동일한 결과이며 여성 주부계층의 경우 건강행태 및 인구사회학적 변수가 미치는 영향이 다른 사회 계층과 다를 수 있음을 시사한다.
- 7%였다. 남성의 경우 사회경제적 건강 불평등에 대한 건강행태변수의 영향이 사회계층이 높을수록, 교육수준이 낮을수록, 소득수준이 높을수록 큰데 반해 여성의 경우에는 농촌자영자, 중학교 졸업, 가장 낮은 소득수준 그룹에서 건강행태변수의 설명력이 가장 높았다.
- 향후 연구에 있어서는 질병력이나 질병 이환율 및 유병율과 같은 질병관련 변수가 함께 고려되어야 할 것이다. 넷째, 국민건강 영양조사 자료는 자기 기입식 설문을 기본으로 하기 때문에 직업, 교육수준, 소득 등 사회경제적 상태나 건강행위에 대한 설문 기입에 정보치우침이 생길 수 있으며, 이로 인해 차별적 분류오류(differential mis-classification)을 유발할 수 있다. 다섯째, 한국표준직업분류에서 직업에 대한 정의가 불분명하고, 명확한 정의를 하지 못함에 따라 직업에 기초한 사회계층과 주관적 건강상태의 연관성에 치우침을 가져오거나 약화시킬 수 있다.
- 셋째, 노동계층(Ⅳ계층)은 주로 서비스 및 판매근로자로서 상용근로자나 임시, 일용근로자인 경우를 포함한다. 넷째, 농업, 어업 종사자이면서 자영업자인 경우 농촌자영자(Ⅴ계층)로 분류하였다. 농촌의 독립자영농은 농업부문에서는 중간층을 형성하고 있지만, 한국의 독립자영농은 가용자원이나 부의 면에서 볼 때 도시적인 의미에서의 중류생활을 영위하고 있는 층이 아니므로 별도의 계층으로 구분하는 것이 타당할 것으로 사료된다 [27].
- 농촌의 독립자영농은 농업부문에서는 중간층을 형성하고 있지만, 한국의 독립자영농은 가용자원이나 부의 면에서 볼 때 도시적인 의미에서의 중류생활을 영위하고 있는 층이 아니므로 별도의 계층으로 구분하는 것이 타당할 것으로 사료된다 [27]. 다섯째, 농업, 어업 종사자 중 피고용인의 경우와 단순노무근로자의 경우 하위계층(Ⅵ계층)으로 분류하였으며, 마지막으로 여성의 경우 우리나라 20-64세 여성의 40%를 차지하는 주부(Ⅶ계층)를 하나의 독립적인 계층으로 분류하여 전업주부에게도 사회경제적 위치 지표를 적용하고자 하였다.
- 넷째, 국민건강 영양조사 자료는 자기 기입식 설문을 기본으로 하기 때문에 직업, 교육수준, 소득 등 사회경제적 상태나 건강행위에 대한 설문 기입에 정보치우침이 생길 수 있으며, 이로 인해 차별적 분류오류(differential mis-classification)을 유발할 수 있다. 다섯째, 한국표준직업분류에서 직업에 대한 정의가 불분명하고, 명확한 정의를 하지 못함에 따라 직업에 기초한 사회계층과 주관적 건강상태의 연관성에 치우침을 가져오거나 약화시킬 수 있다. 또한 직업 변수는 사회계층을 분류하기 위해 고안된 것이 아니기 때문에 이 변수를 이용해 사회계층을 범주화하는 데에는 많은 한계가 있다.
- 88)에서만 증가하는 경향을 보였다. 또한 남성 하위계층의 경우 모형 3의 교차비가 모형 2의 교차비보다는 높지만 모형 1의 교차비(OR=2.22, 95% CI=1.60-3.08)보다는 낮은데 반해, 여성 주부계층은 모형 1 (OR=1.85, 95% CI=1.31-2.63), 모형 2(OR=1.98, 95% CI=1.39-2.82), 모형 3 (OR=2.01, 95% CI=1.40-2.88)에 따라 교차비가 증가하는 경향을 보였다.
- 모형 1에 스트레스 요인을 추가로 보정하였을 때에는 남성 사회계층과 및 교육수준, 여성 교육수준에 따른 주관적 건강수준의 교차비는 약간 증가하였으며, 남성 소득수준과 여성 사회계층 및 소득수준에서는 감소하였으나 통계적 유의성에는 변화가 없었다. 사회경제적 건강불평등에 대한 스트레스 요인의 설명력은 교차비가 감소한 여성 사회계층, 교육수준, 소득수준에서 각각 0.
- 모형 1에 운동 요인을 추가로 보정하였을 때에는 남녀 모두의 사회계층, 교육, 소득수준에서의 교차비가 감소하였으며, 흡연 요인을 보정하였을 때와 같이 남성 구중간층을 제외하고 모든 사회경제적 요인에서 모형 1과 통계적 유의성은 같았다. 사회경제적 건강불평등에 대한 운동 요인의 설명력은 남성의 경우 사회계층, 교육, 소득수준 각각에서 15.
- 모형 1에 흡연 요인을 추가로 보정하였을 때에는 남녀 모두의 사회계층, 교육, 소득수준에서의 교차비가 감소하였으며, 남성 구중간층을 제외하고 모든 사회경제적 요인에서 모형 1과 통계적 유의성은 같았다. 사회경제적 건강불평등에 대한 흡연 요인의 설명력은 남성의 경우 사회계층, 교육, 소득수준 각각에서 16.
- 모형 3은 연령, 건강행태 변수, 인구사회학적 변수를 모두 보정한 모형으로 모형 1, 모형 2에서와 마찬가지로 사회 계층, 교육, 소득수준이 낮을수록 주관적 건강수준이 낮았으며 통계적 유의성은 모형 2의 경우와 같았다. 모형 2과 비교할 때, 모형 3에서 대부분의 사회계층과 교육, 소득수준에 따른 주관적 건강수준의 교차비는 모형 2에 비해 감소한 반면 남성 하위계층 (OR=1.94, 95% CI=1.38-2.74)과 여성 주부계층 (OR=2.01, 95% CI=1.40-2.88)에서만 증가하는 경향을 보였다. 또한 남성 하위계층의 경우 모형 3의 교차비가 모형 2의 교차비보다는 높지만 모형 1의 교차비(OR=2.
- Table 5는 Table 4의 모형 1에 각각의 건강행태 변수를 추가로 보정함에 따라 사회경제적 건강불평등에 미치는 영향을 파악하고자 회귀분석을 실시한 결과이다. 분석 결과, 급성위해유발음주위험 요인만을 추가로 보정하였을 때 남성 사회계층과 여성 교육수준 및 소득수준에 따른 주관적 건강수준의 교차비가 약간 증가하였으나 남성 소득수준과 여성 사회계층에서의 교차비는 변화가 없었고 남성 교육수준의 교차비는 약간 감소하였으나 설명력은 1.6%-4.5%로 낮았다. 통계적 유의성은 모형 1과 차이가 없었다.
- 사회경제적 건강불평등에 대한 급성위해유발음주위험, 흡연, 스트레스, 운동을 포함하는 건강행태요인 각각의 설명력은 건강행태요인에 따라 설명력이 높은 사회경제적 수준에 차이가 있었다. 즉, 급성위해유발음주위험 요인의 사회경제적 건강불평등에 대한 설명력은 남녀 모두 매우 낮은 반면, 흡연 요인의 설명력은 남성의 경우 매우 높은 수준이었으며 사회계층(52.
- 구중간층은 서비스와 판매근로자, 기능원 및 관련기능원, 장치기계 조작원이 더 추가되며 자영업자인 경우로 분류하였다. 셋째, 노동계층(Ⅳ계층)은 주로 서비스 및 판매근로자로서 상용근로자나 임시, 일용근로자인 경우를 포함한다. 넷째, 농업, 어업 종사자이면서 자영업자인 경우 농촌자영자(Ⅴ계층)로 분류하였다.
- 또한 이러한 차이는 남성의 가장 낮은 교육수준 그룹을 제외하고 모두 통계학적으로 유의하였다. 소득수준은 남녀 모두 소득수준이 낮을수록 불건강 수준이 유의하게 높았고, 가장 낮은 소득 수준에서의 교차비가 각각 2.42 (95% CI=1.89-3.09), 2.43 (95% CI=1.94-3.05)로 남녀의 차이는 거의 없었다.
- 건강행태 중 급성위해유발음주위험에 있어서는 남성의 경우 중간위험 음주에서 건강군의 비율이 높았으며 흡연은 비흡연군에서 건강군의 비율이 높았다. 스트레스는 남성의 경우 조금 느끼는 군과 거의 느끼지 않는 군에서, 여성은 스트레스를 거의 느끼지 않는 군에서 건강 군의 비율이 높았으며 운동을 하는 군에서 건강군의 비율이 높았다. 거주지는 남성에서 소도시가 건강군의 비율이 높았고, 결혼여부는 남녀 모두에서 미혼의 경우 건강군의 비율이 높았다.
- 연구 대상자의 사회경제적 특성, 건강행태 특성, 인구사회학적 특성에 따른 주관적 건강수준의 차이는 Table 3과 같으며, 남성에서는 건강군이 1,314명(46.9%), 불건강군이 1,486명(53.1%)이었고, 여성에서는 건강군이 1,287명 (39.8%), 불건강군이 1,943명(60.2%)이었다.
- 이와 같은 제한점에도 이 연구는 우리나라 국민을 대표 하는 국민건강영양조사 자료를 이용해 20-64세 성인의 사회경제적 지위(사회계층, 교육, 소득수준)에 따른 주관적 건강수준의 차이를 성별로 분석하였고, 사회경제적 건강불평등에 영향을 미치는 요인으로서 건강행태 요인의 영향을 파악하였으며, 국내 선행연구에서는 시도된 바 없는 급성 위해유발음주위험 요인을 포함한 건강행태요인 각각의 개별적인 영향을 분석하였다는 점에서 의의가 있다. 연구결과 건강행태요인이 여성 가정주부계층을 제외한 사회경제적 지위에 따른 주관적 건강수준에 중요한 영향을 주는 매개변수임을 확인할 수 있었으며, 성별로 남성은 흡연행동의 영향이 여성은 스트레스와 운동의 영향이 컸다. 이는 대상에 따른 적절한 건강행태에 대한 개입이 사회경제적 지위에 따른 주관적 건강수준의 차이를 감소시키는 효과적인 정책 방향이 될 수 있음을 의미한다.
- 모든 분석은 성별 건강불평등의 양상이 상이함을 고려하여 남녀를 구분하여 실시하였다. 연구결과, 남녀 모두 사회경제적 수준이 낮을수록 주관적 건강수준이 낮았으며 여성의 경우 특히 농촌자영계층의 불건강 수준이 높았다. 건강행태는 여성의 주부 계층을 제외하고 사회경제적 지위에 따른 주관적 건강수준의 차이를 감소시키는 매개요인이었으며, 남자의 경우 흡연, 여자의 경우 스트레스와 운동의 영향이 컸다.
- 연령만을 보정한 모형 1에서는 사회계층, 교육, 소득수준이 낮을수록 주관적 건강수준이 낮았으며 남녀의 차이가 크지는 않았으나 남성에 비해 여성의 경우 약간 높았다. 사회계층은 남성의 경우 상위 및 중상위계층에 비해 구중간층 (OR=1.
- 건강행태 변수를 추가한 모형 2에서 남녀 모두 대부분의 사회계층, 교육, 소득수준에서 통계적 유의성에 변화가 없었으나 교차비가 감소하는 경향을 보였으며 이러한 결과는 선행연구 결과와도 같았다[9,14,23]. 이 연구에서 사회경제적 건강불평등에 대한 건강행태 요인의 설명력은 남녀에 차이가 있었다. 즉, 남성의 경우 사회계층이 높을수록(52.
- 사회경제적 건강불평등에 대한 급성위해유발음주위험, 흡연, 스트레스, 운동을 포함하는 건강행태요인 각각의 설명력은 건강행태요인에 따라 설명력이 높은 사회경제적 수준에 차이가 있었다. 즉, 급성위해유발음주위험 요인의 사회경제적 건강불평등에 대한 설명력은 남녀 모두 매우 낮은 반면, 흡연 요인의 설명력은 남성의 경우 매우 높은 수준이었으며 사회계층(52.9%), 교육(12.5%), 소득수준(14.3%)이 높을수록 설명력이 증가하였다. 스트레스 요인의 설명력은 남녀가 비슷한 수준이었으나 남성의 경우 소득수준이 가장 낮은 경우가 5.
- 이 연구에서 사회경제적 건강불평등에 대한 건강행태 요인의 설명력은 남녀에 차이가 있었다. 즉, 남성의 경우 사회계층이 높을수록(52.9%), 교육수준이 낮을수록 (25.6%), 소득수준이 높을수록(31.2%) 증가하는데 반해, 여성의 경우에는 농촌자영자계층(74.5%), 중학교졸업자(7.6%), 소득수준이 가장 낮은 그룹(14.7%)에서 높았다.
후속연구
- 이는 대상에 따른 적절한 건강행태에 대한 개입이 사회경제적 지위에 따른 주관적 건강수준의 차이를 감소시키는 효과적인 정책 방향이 될 수 있음을 의미한다. 그러나 이러한 영향이 여성 주부계층에게 예외적이었음을 고려할 때 향후 주기적인 추적 분석 자료를 통해 성별, 연령별로 좀 더 심층적인 연구가 필요할 것으로 사료된다.
- 향후 같은 대상자를 주기적으로 추적 분석하여 단면 연구의 한계를 극복 하는 연구가 이어지기를 기대한다. 또한 이 연구의 결과를 일반화하는 데에는 한계가 있으나 사회경제적 요인에 따른 주관적 건강상태를 이해하는 하나의 통로가 될 수 있을 것이다. 둘째, 여러 문헌에서 보고된 바와 같이 주관적 건강상태는 사망과의 긴밀한 관련성 때문에 인구집단의 건강상태를 측정하는데 있어 광범위하게 활용되어 온 대표적인 건강결과 변수이다.
- 사회경제적 건강불평등에 대한 건강행태요인의 영향은 선행연구 [9,14,23]에서 다루어진 바 있으나 음주변수를 급성위해유발음주위험 요인으로 분석한 경우가 없고 건강행태별 개별적 영향을 파악한 논문이 미흡해 이 연구의 결과를 지지하기 위해서는 향후 지속적인 연구가 필요할 것으로 사료된다.
- 그러므로 관련된 요인에 대한 인과관계를 명확히 기술하는데 부족함이 있다. 향후 같은 대상자를 주기적으로 추적 분석하여 단면 연구의 한계를 극복 하는 연구가 이어지기를 기대한다. 또한 이 연구의 결과를 일반화하는 데에는 한계가 있으나 사회경제적 요인에 따른 주관적 건강상태를 이해하는 하나의 통로가 될 수 있을 것이다.
- 셋째, 주관적 건강수준과 만성질환과의 깊은 관련성에도 불구하고 이 연구에서는 과거 및 현재 질병력을 분석변수로 포함하지 않았다. 향후 연구에 있어서는 질병력이나 질병 이환율 및 유병율과 같은 질병관련 변수가 함께 고려되어야 할 것이다. 넷째, 국민건강 영양조사 자료는 자기 기입식 설문을 기본으로 하기 때문에 직업, 교육수준, 소득 등 사회경제적 상태나 건강행위에 대한 설문 기입에 정보치우침이 생길 수 있으며, 이로 인해 차별적 분류오류(differential mis-classification)을 유발할 수 있다.
- 또한 직업 변수는 사회계층을 분류하기 위해 고안된 것이 아니기 때문에 이 변수를 이용해 사회계층을 범주화하는 데에는 많은 한계가 있다. 향후, 사회계층의 개념과 범주화를 발전시켜나가는 것이 필요하다. 여섯째, 이 연구에서 사용된 국민건강영양조사의 설문지에서 건강행태 변수들에 대한 정보의 모호함으로 인해 무차별 오류나 분류오류를 유발할 수 있다.
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