개인의 주관적 건강 상태와 건강 행복지수에 영향을 미치는 개인적·사회적·환경적 요인 및 지역적 특성에 관한 연구 doc_id PCY_201711240443046961_1

10여 년 전 우리나라에서 선풍적인 인기를 모았던 웰빙(well-being) 열풍은 개인의 불규칙한 식습관, 정기적 운동 부족 등의 신체적, 정신적 유해 행동과 습관 등에 대한 반성의 일환으로서 건강을 위한 좋은 먹거리, 바람직한 생활패턴 등을 강조하는 일련의 운동(movement)으로 풀이된다. 즉, 우리 몸과 친화적인 음식 위주의 식습관, 운동 등을 강조하며 건강을 추구하는 건강 제일의 바람직한 삶의 모습을 찾기 위한 노력으로 인식된다. 현재의 이러한 움직임은 지속적으로 그 중요성을 띠고 있으며, “건강이 제일”이라는 본연의 가치 역시 퇴색되지 않고 있다. 또한 1995년 1월 법률 제4914호로 제정된 국민건강증진법은 실정법과 정책적 차원에서 이와 그 궤를 같이 하는 것으로 이해할 수 있다. 본 법의 제1장 제1조에서 확인할 수 있는 바와 같이 본 법의 목적은 “국민에게 건강에 대한 가치와 책임의식을 함양하도록 건강에 관한 바른 지식을 보급하고 스스로 건강생활을 실천할 수 있는 여건을 조성함으로써 국민의 건강을 증진하는 것”이다. 김명일 등(2013)에 따르면 주관적 건강 상태를 공리와 같은 수준으로 정의내리기는 어려우나 일반적으로는 다음과 같이 이해할 수 있다. 즉, 이는 측정이 용이하고, 개인의 건강 수준을 총체적으로 파악할 수 있다는 점에서 보편적인 지표로서 이해된다는 것이다. 이러한 개념은 대개 일반적으로 주관적 건강 상태의 영향 요인을 분석한 대부분의 연구에서 두루 적용된 것으로 보인다. 주관적 건강 상태에 대한 여러 선행연구는 대부분 그 분석대상을 특정 인구 집단에 한정하고 있다는 데 그 공통점을 찾을 수 있다. 특히 그 중에서도 노인 인구에 대한 연구가 주를 이루고 있다(남연희 등, 2011; 염지혜, 2013; 이성은, 2012 등). 이러한 흐름은 인구 고령화에 따라 길어진 수명에 대해 건강을 유지하면서 삶을 영위하는 것이 특히 노인 인구집단에게는 가장 큰 관심사이기 때문이다(염지혜, 2013). 주관적 건강상태는 개인의 삶의 질과 밀접한 관련이 있다는 데 그 중요성을 찾을 수 있으며(M. Vaez et al., 2004), 이에 따라 이에 영향을 미치는 요인에 대한 선행연구는 주로 개인의 특성과 개인을 둘러싸고 있는 환경에 초점을 둔 경향을 띤다(A. Meireles et al., 2015; J. Alvarez-Galvez et al., 2013; . 청소년을 대상으로 이들의 주관적 건강상태 영향요인을 분석한 A. Meireles 등(2015)은 개인 및 사회경제적 특성 중 특히 가정과 학교, 이웃의 중요성을 역설하였다. 특히 연구대상을 청소년으로 설정한 이유에 대해서는 이론적 틀에 기반하여 측정한 이들의 삶의 질이 사회적 불평등을 측정하는 데 있어 중요한 근거를 제시할 수 있다고 언급하고 있다. 흡연을 하고 부정기적으로 운동을 하는 청소년들은 낮은 주관적 건강상태를 보이고 있다는 연구 역시 주목할 만하다(Kelleher, Saoirrse., 2007). 지역 특성을 고려한 국외 주요 선행연구는 주로 보건복지 부문과 도시계획 부문에서 이루어진 것으로 나타났으며, 특히 건강 상태(health outcomes)에 영향을 미치는 지역 수준의 사회경제적 요소 분석에 대한 연구가 두루 수행되었다. 사실 이들 연구가 모두 다층분석(multilevel analysis)을 연구방법론으로 적용한 것은 아니다. 가령 Sloggett와 Joshi(1998)은 선거구(electoral ward)와 같은 행정구역을 지역 구분 기준으로 하고, 지역 내 사회적 박탈 수준과 사망자 수, 여성의 자가 기록 장기 질환, 사산(stillbirth) 등에 대한 건강 특성과의 관계를 규명하고자 하였다. 이때 빈곤지역 거주 여부와 실업, 자동차 소유, 사회적 지위 등을 지역 수준의 사회경제적 변수를 투입하였음에도 이를 다층이 아닌 다항로지스틱모형으로 분석하였다. 한편, 개인의 주관적 건강 상태 결정요인은 생태학적 이론과 밀접한 관련성이 있다고 생각해 볼 수 있다. 이는 Bronfenbrennrer(1979)가 각 개인의 인접 환경을 구조화된 체계로서 인식하여 접근하는 관점으로서 가족, 지역사회, 직장, 신념, 종교, 경제적 여건 등 물리적, 사회적 환경 등에 의해 개인의 건강 수준이 좌우될 수 있음을 주장한다. 아울러 개인을 둘러싸고 있는 이들 물리적, 사회적 환경요인은 그 수준에 따라 Micro, Meso, Exo, Macro의 네 가지 단계로 구분되며, 가장 낮은 단계인 Micro는 가족, 친구, 학교 등의 요인이, Exo는 산업, 사회복지서비스, 이웃, 지역의 정치적 신념, 대중매체가, 그리고 가장 높은 단계인 Macro는 문화에 대한 접근방식, 가치관, 이념 등이 각각 포함된다. 이러한 관점은 개인이 거주하고 있는 지역사회에 개인과 지역사회, 혹은 개인과 환경 등 개인을 둘러싸고 있는 모든 것과 개인이 위계적 관계를 형성하고 있음에 기인한다. 2수준 지역 특성 변수를 중심으로 분석결과를 간략히 요약하면 거주민의 주관적 건강 행복지수에는 1인당 도시공원 면적과 녹지면적, 가로녹시율이 응답자의 주관적 건강 행복지수에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 통계적으로는 녹지면적 변수만이 유의하였다. 변수의 통계적 유의성을 확보하지 못한 것은 한계점으로 지적될 수 있으나, 모형 전체적인 관점에서는 각 모형별 2수준 분산이 순차적으로 감소하는 것을 볼 때 계량적 관점에서의 변수 투입의 근거는 제시하였다고 판단된다. 또한 임의효과를 고려하여 자치구별 절편을 파악하여 모형에서 통제된 고정효과가 적용된 독립변수의 변수별 평균조건인 경우에 대해서 자치구별 만족도가 각기 다르게 나타남을 확인하였다. 임의효과를 고려한 자치구별 절편은 단순히 종속변수의 자치구별 산술평균이 아닌 수준별 독립변수가 모두 투입된 분석결과에서 도출된 자치구별 주관적 건강 행복지수의 차이를 보여주는 수치이다. 로그오즈비(log-odd ratio)를 적용하여 해석하면, 응답자 표본의 여성인구보다 남성인구의 로그오즈비가 12.13% 높으며, 학력과 소득이 한 단위 증가할 때, 주관적 건강 행복지수의 로그오즈비가 30.73%, 24.58% 증가하는 것으로 해석할 수 있다. 또한 주거지역 보행만족도와 도심 보행만족도가 한 단계 증가하면, 종속변수의 로그오즈비는 각각 42.59%, 25.19% 증가하는 것으로 나타났으며, 서울 거주 총 기간이 1년 증가하면, 종속변수의 로그오즈비는 약 0.6% 증가하는 것으로 나타났다. 이 중 주거지역과 서울도심 보행만족도 변수의 정(+)의 부호 결과는 개인의 주관적 건강 행복지수를 고양시키기 위한 방안으로서의 보행 친화적 환경 조성의 중요성을 확인하는 것으로 해석할 수 있다. 아울러 연령과 건강 행복지수의 부(-)의 관계 및 연령변수의 계수 절대값이 가장 크게 도출된 결과를 볼 때 고령화가 급속하게 진행되고 있는 현 시점에서 고령인구의 주관적 건강 행복지수를 특히 고려할 필요성이 있음을 보여주는 것으로 해석할 수 있다.