서 론
1948년 세계보건기구(World Health Organization)는 “건강이란 질병과 허약함이 없는 것뿐만이 아니라 신체적, 정신적 및 사회적으로 완전히 안녕한 상태에 있는 것”이라고 정의하였다. 이에 따라 건강의 개념은 단순히 생명을 연장하는 것이 아니라 삶의 질(quality of life)을 중시하는 방향으로 확장되었다[1]. 삶의 질은 일반적으로 건강 관련 삶의 질(health-related quality of life)과 비건강 관련 삶의 질(non-health-related quality of life)로 구분되며[2], 최근 우리나라에서는 급성 감염성 질환에서 만성 퇴행성 질환으로 건강문제가 전환되면서 단순 사망률이나 생존기간과 같은 양적 지표를 넘어 건강 관련 삶의 질과 같은 질적 지표에 대한 관심이 높아지고 있다[3].
건강 관련 삶의 질은 단순히 건강상태만을 반영하는 것이 아니라 운동능력, 자가관리, 일상생활 수행, 통증 및 불편감, 불안 및 우울과 같은 다양한 영역에 영향을 받는 삶의 질의 통합적 개념이다[4]. 개인이 자신의 삶에서 얼마나 잘 기능하고 있는지를 나타내는 건강 관련 삶의 질은, 신체적, 정신적, 사회적 건강 영역에서 개인이 주관적으로 인지하는 웰빙 수준을 반영하는 지표로, 건강의 중요한 결과 변수로 간주된다[5]. 이는 유병률 및 사망률과도 밀접하게 관련되어 있으며, 일반 성인을 대상으로 메타분석에서는 건강 관련 삶의 질 수준이 높을수록 사망위험이 유의하게 낮아지는 것으로 나타났다[6]. 또한 심부전 등 특정 질환을 가진 환자군에서도 건강 관련 삶의 질은 사망률과 예후에 대해서도 영향을 미치는 요인으로 확인되었다[7]. 이러한 건강 관련 삶의 질은 개인의 건강행태뿐만 아니라, 이를 둘러싼 사회적 환경과 구조적 요인의 영향을 받는다는 점에서, 개인 수준을 넘는 포괄적 접근이 요구된다. 특히 인구집단의 건강 결정요인은 다층적이고 복잡하며, 이 중에서도 사회구조적 요인은 건강에 중요한 영향을 미치는 핵심 변수로 지적되고 있다[8].
그 중에서도 가구유형은 대표적인 사회구조적 요인으로[9], 개인이 속한 생활단위로서 개인의 건강행태와 삶의 질에 큰 영향을 미친다. 통계청의 가구유형 추계에 따르면, 우리나라 가구유형은 2005년에는 4인 가구(27.0%)가 가장 많았으나, 2020년에는 1인 가구(31.7%), 2인 가구(28.0%), 3인 가구(20.1%), 4인 가구 (15.6%) 순으로 변화하였으며, 최근 15년간 가구유형별 추이를 보면, 1인 가구, 부부가구, 비친족 가구 등은 증가한 반면, 부부와 자녀가구는 감소하였다. 또한 장래가구추계에 따르면 2020년 가구유형은 1인 가구(31.2%), 부부와 자녀가구(29.3%), 부부가구 (16.8%) 순으로 많았으나 2050년에는 1인 가구(39.6%), 부부가구(22.3%), 부부와 자녀가구(17.1%) 순으로 1인 가구와 부부가 구의 비중이 가장 크게 늘고, 부부와 자녀가구 비중이 가장 많이 감소할 것으로 전망하고 있다. 이와 같이 우리나라의 주된 가구 유형은 매우 빠르게 변화하고 있으며 앞으로 소규모화되는 등 전통적인 가구유형은 감소하고 새로운 유형의 가구유형이 주를 이루게 될 것이다[10]. 이러한 가구유형의 변화는 이전과 다른 생활 양식과 건강행태를 이끌어내며[11], 다수의 선행연구에서도 가구 유형별로 건강 관련 삶의 질에 영향을 주는 요인에 대해 분석하였다[11-14].
우리나라와 지역적이나 정치경제체제가 매우 유사한 일본의 경우 중ㆍ노년층의 가구 구성을 1인 가구, 부부가구, 기타 가구유 형으로 분류하였을 때, 1인 가구의 건강 관련 삶의 질이 가장 낮게 나타났다. 특히 여성 1인 가구에서 가장 낮게 나타났으며, 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향요인으로 가구 구성, 나이, 운동습관, 고용상태인 것으로 나타났다[12].
우리나라의 경우 19세 이상 여성을 대상으로 1인 가구와 다인 가구 성인 여성의 건강행태, 의료서비스 이용 및 건강 관련 삶의 질을 비교하는 연구에서 1인 가구 여성은 다인가구 여성에 비해 건강행태에 있어 음주와 흡연율이 높게 나타났으며, 의료서비스 이용에 있어 미충족 의료와 암검진 미실시율도 높게 나타났다. 1 인 가구 및 다인가구 여성에서 60–64세 여성의 건강 관련 삶의 질이 가장 낮고, 교육수준과 가구소득이 낮을수록 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났으며, 1인 가구 여성의 건강 관련 삶의 질 영향요인은 가구소득, 직업 유무 및 미충족 치과 치료였으며, 다인 가구 여성의 건강 관련 삶의 질의 영향요인은 연령, 교육수준, 미충족 의료 및 미충족 치과 치료인 것으로 나타났다[11].
19세 이상 성인을 대상으로 1인 가구와 다인가구의 건강 관련 삶의 질을 비교하는 연구에서 1인 가구는 다인가구에 비하여 건강 관련 삶의 질의 5가지 항목(운동능력, 자기관리, 일상활동, 통증/불편, 불안/우울)이 모두 낮다고 보고한 비율이 통계적으로 유의미하게 높았으며, 성별을 층화 분석하였을 때에도 남성과 여성 모두 1인 가구는 다인가구보다 삶의 질이 낮다고 응답한 비율이 높게 나타났다[13].
노인을 대상으로 한 연구에서는 가구유형을 1인 가구, 부부가구, 조부모와 미혼 손자녀 가구, 기타 동거가구로 분류하였을 때 가구형태별로 건강 관련 삶의 질에 영향을 미치는 요인에 차이가 있는 것으로 나타났다. 건강 관련 삶의 질은 1인 가구와 조손 가구가 가장 낮고, 부부가구가 가장 높았으며 1인 가구에서는 남성, 고위험음주, 걷기 실천일수, 주변연락 정도가 건강 관련 삶의 질에 긍정적으로 영향을 미치는 요인이었으며, 연령, 기초생활수급자, 당뇨진단, 우울이 부정적으로 영향을 미치는 요인으로 나타났다. 조손 가구의 유형에서는 남성, 아파트형 주거, 기초생활수급자, 걷기 실천일수, 주변연락 정도, 동네신뢰 정도가 긍정적인 요인이었으며, 연령, 흡연, 고혈압 진단, 당뇨진단, 우울, 인지장애 인지가 부정적인 요인이었다. 부부가구에서는 여성, 아파트형 주거, 고위험음주, 걷기 실천일수, 주변연락 정도, 동네신뢰 정도 가 긍정적인 요인, 연령, 고혈압 진단, 인지장애 인지, 우울이 부정적인 요인인 것으로 나타났다[14].
이처럼 우리나라의 가구유형은 매우 빠르게 다양해지고 있으며, 가구유형의 특성에 따라 건강격차가 존재하는 것을 확인할 수 있다[15]. 특히 기존 연구들은 가구유형을 ‘1인 가구와 다인가 구’로만 분류하거나[11,13], 연구대상자를 노인[14]과 여성[11] 등 특정 집단으로 한정하여 가구유형에 따른 건강 관련 삶의 질의 차이를 보다 세분화된 사회구조적 맥락에서 해석하는 데 한계가 있었다. 본 연구는 이러한 한계를 극복하고자, 1인 가구, 무자녀 부부가구, 미혼자녀 동거가구로 가구유형을 세분화하였다. 이 같은 분류는 최근 국내 가구 구성이 1인 가구와 부부가구의 비중이 늘고, 부부와 자녀가구 비중이 감소하는 시대적 변화 흐름에 부합하며 가구원과 가족 구성을 특정할 수 있다는 점을 고려하였 다.
선행연구는 2018년 국민건강영양조사 제7기 자료를 활용하여 가구유형과 건강 관련 삶의 질 연관 특성을 분석하였다[11,13]. 이후 제8기(2019–2021년) 자료가 추가되었지만, 2021년도에는 건강 관련 삶의 질 측정도구를 Health-related Quality of Life Instrument with 8 items (HINT-8)으로 사용하여 기존에 사용된 EuroQol 5 Dimension (EQ-5D)와의 연속적인 비교가 어려운 상황이다. 이에 본 연구는 동일한 측정도구(EQ-5D)가 사용된 2019–2020년 국민건강영양조사 자료를 바탕으로, 우리나라 성인을 대상으로 가구유형을 세분화하여 건강관련 삶의 질 연관 특성을 파악하고자 한다.
방 법
1. 연구대상 및 자료
본 연구는 질병관리청에서 실시한 국민건강영양조사 제8기 2019–2020년의 원시자료를 사용하였다. 국민건강영양조사는 국민건강증진법 제16조에 근거하여 2007년부터 현재까지 매년 국민의 건강행태, 만성질환 유병현황, 식품 및 영양섭취 실태를 조사하는 법정조사이며, 국가 단위의 대표성과 신뢰성을 갖춘 통계를 산출하여 보건정책의 기초자료로 활용하는 데 조사목적이 있다. 국민건강영양조사는 대한민국에 거주하는 만 1세 이상 국민을 목표 모집단으로 하여 조사구, 가구를 1, 2차 추출단위로 하는 2단계 층화집락 표본추출방법을 적용하였다. 조사구는 매년 192개 조사구를 추출하였고, 표본 조사구 내에서 양로원, 군대, 교도소 등의 시설 및 외국인 가구 등을 제외한 적절가구 중 25 개 표본가구를 선정하였다. 본 연구에서는 제8기(2019–2021년) 국민건강영양조사 원시자료 중 건강 관련 삶의 질의 측정도구를 HINT-8을 사용한 2021년 자료를 제외하고 EQ-5D를 사용한 2019–2020년 원시자료를 사용하였다.
본 연구는 2019–2020년도에 시행된 국민건강영양조사 응답자 총 15,469명 중 19세 미만과 가구유형 중 표본 수가 적거나 가족 구조의 이질성이 커 가족 구성원을 특정할 수 없는 1, 2세대 기타 가구 및 3세대 이상 가구인 4,941명을 제외하였다. 또한 자료에 결측치가 있어 분석에 적합하지 못한 3,441명을 추가로 제외하여 최종 연구대상자는 총 7,087명(67.3%)으로 1인 가구 884명, 무자녀 부부가구 1,952명, 미혼자녀 동거가구 4,251명이다 (Figure 1).
2. 연구에 사용된 변수
1) 종속변수: 건강 관련 삶의 질
본 연구에서는 국민건강영양조사의 건강설문조사 자료에서 건강 관련 삶의 질을 측정하기 위한 도구로 사용된 EQ-5D를 종속변수로 선정하였다[11,13,14,16,17]. EQ-5D는 EuroQol Group에서 승인을 받아 조사된 항목으로 운동능력(mobility, M), 자기관리(self-care, SC), 일상활동(usual activity, UA), 통증/불편감(pain/discomfort, PD), 불안/우울(anxiety/depres- sion, AD)의 5개 하위영역에 대해 각각 ‘문제없음,’ ‘다소 문제 있음,’ ‘심각한 문제 있음’의 3단계 중 현재 본인의 건강상태를 잘 설명하는 응답을 선택하도록 되어있으며 EQ-5D index는 243 개의 건강상태 각각에 대한 가중치를 적용하여 산출된 하나의 지 표 점수(index score)로, 0에서 1점까지를 ‘최악의 건강상태’부터 ‘최상의 건강상태’로 해석할 수 있다[18]. 본 연구에서는 각 가구유형별로 건강 관련 삶의 질의 차이를 직관적으로 비교하기 위해 선행연구를 참고하여[19], 건강 관련 삶의 질 변수로 EQ-5D index 점수를 100점 만점으로 환산한 값을 사용하였다.
2) 독립변수
본 연구에서는 독립변수로 인구사회적 특성, 건강행태 특성과 건강 및 기능상태 특성을 포함하였다. 인구사회적 특성에서 가구 유형 분류 시 본 연구에서는 세분화된 가구유형에 따라 건강 관련 삶의 질에 대한 연구를 수행하기 위해 국민건강영양조사의 가구 세대 구성을 묻는 문항인 ‘세대유형은 다음 중 무엇에 해당합 니까?’에 대해 ‘1세대-1인 가구’로 응답한 경우 ‘1인 가구,’ ‘1세대-부부’는 ‘무자녀 부부가구,’ ‘2세대-부부+미혼자녀’와 ‘2세대-편부모+미혼자녀’는 ‘미혼자녀 동거가구’로 분류하였다. 이 외 인구사회적 특성에는 성별, 연령, 교육수준, 거주지역, 가구 소 득수준, 직종, 주택 소유 유무, 민간의료보험 가입 유무를 포함하였다. 거주지역은 행정구역 기준에 따라 ‘서울과 경기도,’ ‘6대 광 역시,’ ‘그 외 지역’의 세 범주로 분류하여 지역별 건강 관련 삶의 질의 차이를 확인하고자 하였다. 직종은 국제노동기구 occupa-tional categories를 참고하여 관리자, 사무종사자는 White, 서비스 및 판매 종사자는 Pink, 단순노무 종사자는 Blue, 무직, 주부, 학생은 economically inactive로 분류하였다.
건강행태 특성은 고위험 음주 여부, 현재 흡연 여부, 체질량지 수, 유산소 신체활동 실천 여부, 아침식사 빈도, 외식횟수, 적정 수면시간을 포함하였다. 고위험 음주 여부는 1회 평균 음주량이 남자의 경우 7잔 이상, 여자의 경우 5잔 이상이며 주 2회 음주하는 것을 고위험 음주로 분류하였으며, 현재 흡연 변수에 대해서는 ‘매일–가끔 피움’은 현재 흡연자로 분류하였다. 유산소 신체활동 실천 여부는 일주일에 중강도 신체활동을 2시간 30분 이상 또는 고강도 신체활동을 1시간 15분 이상 또는 중강도와 고강도 신체활동을 섞어서 각 활동에 상당하는 시간을 실천하는 경우 ‘실천함,’ 실천하지 않는 경우 ‘실천하지 않음’으로 분류하였다. 적정 수면시간은 수면시간이 7시간 이상, 9시간 이하인 경우 ‘적정 수면시간,’ 그 외의 경우 ‘비적정 수면시간’으로 분류하였다. 외식횟수는 최근 1년 동안 외식한 횟수에 대해 ‘하루 1회 이상,’ ‘주 1–6회,’ ‘월 1–3회,’ ‘월 1회 미만’으로 분류하였다.
건강 및 기능상태 특성에서는 건강검진 수진 여부, 평소 스트레스 인식 여부, 필수의료서비스 미충족 여부를 포함하였다. 건강검진 수진 여부는 최근 2년 동안 건강검진을 받은 적이 있는지, 필수의료서비스 미충족 여부는 최근 1년 동안 병의원 진료가 필요하였으나 받지 못한 적이 있는지를 예, 아니오로 분류하였다. 평소 스트레스 인식 여부는 일상생활 중 스트레스를 ‘대단히–많이 느끼는 편이다’는 인지군, ‘조금 느끼는 편이다, 거의 느끼지 않는다’는 ‘비인지군’으로 분류하였다(Table 1).
3. 분석방법
본 연구에서 연구자료는 다음과 같이 분석하였다. 첫째, 우리나라 성인의 가구유형별로 인구사회적 특성, 건강행태 특성, 건강 및 기능상태 특성에 대한 분포를 파악하기 위해 빈도분석을 실시하여 가구유형별로 빈도와 백분율을 제시했다. 또한 가구유 형에 따른 차이를 확인하기 위해 복합표본 교차분석(Rao-Scott chi-square test), 일원배치 분산분석(one-way analysis of variance, ANOVA)을 사용하여 가구유형별 대소를 비교하였다. 각 변수의 p<0.05인 경우, 통계적으로 유의하다고 보았다.
둘째, 우리나라 성인의 가구유형별로 인구사회적 특성, 건강행태 특성, 건강 및 기능상태 특성에 따라 건강 관련 삶의 질에 유의미한 차이가 있는지 확인하기 위해 독립표본 T검정(indepen- dent sample t-test)과 ANOVA 후 사후검정을 사용하여 분석하였으며, p<0.05인 경우 통계적으로 유의하다고 보았다.
셋째, 우리나라 성인의 가구유형별 건강 관련 삶의 질에 미치는 요인을 파악하기 위해 인구사회적 특성, 건강행태 특성, 건강 및 기능상태 특성을 단계적으로 보정하여 위계적으로 다중선형 회귀분석(multiple linear regression analysis)을 실시하였으며, 독립변수 간 상관관계 여부를 확인하기 위해 다중공선성 여부를 분산확대인자(variance inflation factor, VIF)를 사용하여 분석하였다. 자료는 통계 소프트웨어인 SAS ver. 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC, USA) 프로그램을 이용하여 처리하였고, 모든 분석의 유의수준은 5%로 설정하였다. 또한 본 연구에서 범주형 변 수들은 SAS의 CLASS 구문을 사용하여 처리하였으며, 기준집단은 각 변수별로 연구목적에 따라 지정하였다. 본 연구는 연구대 상자의 동의 면제를 포함하여 연세의료원 연구심의위원회 면제 심의승인(4-2024-1159)를 받아 수행하였다.
결 과
1. 연구대상자의 일반 특성
2019년, 2020년 국민건강영양조사 대상자 중 본 연구의 대상자는 7,087명이며, 이 중 1인 가구는 884명(12.5%), 무자녀 부부가구는 1,952명(27.5%), 미혼자녀 동거가구는 4,251명(60.0%) 이다. 종속변수인 건강 관련 삶의 질의 평균±표준오차는 95.27 ±9.48점으로 미혼자녀 동거가구 97.02±0.12, 무자녀 부부가구 94.49±0.25, 1인 가구 93.46±0.46 순으로 건강 관련 삶의 질이 높은 것으로 나타났다.
인구사회적 특성과 관련된 변수를 살펴보면, 남성은 무자녀 부부가구(49.3%), 여성은 1인 가구(59.3%)의 비율이 높았으며, 청년층(35.5%), 중장년층(58.2%)은 미혼자녀 동거가구의 비율이 높게 나타났다. 최종학력이 초등학교 이하인 비율은 1인 가구 (31.4%)에서, 서울과 경기도에 거주하는 비율은 미혼자녀 동거가구(51.1%)의 비율이 높게 나타났다. 소득수준이 가장 낮은 군은 1인 가구(43.0%)에서, 블루칼라(28.7%)와 비경제활동군(46.3%)은 무자녀 부부가구에서 높게 나타났다. 또한 주택을 소유한 군은 무자녀 부부가구(80.8%)에서, 민간 의료보험에 가입한 군의 비율은 미혼자녀 동거가구(95.0%)에서 높게 나타났다.
건강행태와 건강 및 기능상태의 특성과 관련된 변수를 살펴보면, 1인 가구에서 고위험 음주를 하는 경우(12.0%), 현재 흡연을 하는 경우(86.7%)의 비율이 높게 나타났으며, 유산소 신체활동을 실천하지 않는 군(59.0%)과, 1주일간 아침식사를 5–7회 시행한 군(81.6%)은 무자녀 부부가구에서 높은 비율로 나타났다. 하루에 1회 이상 외식을 시행한 군은 미혼자녀 동거가구(27.0%)에서, 주중 하루 적정 수면시간을 갖지 않는 군은 1인 가구(52.4%)에서 높은 비율로 나타났다. 평소 스트레스를 인지한다고 느끼는 군은 미혼자녀 동거가구(29.1%)에서, 건강검진을 받은 적이 없는 군은 1인 가구(31.5%)의 비율이 높았다(Table 2).
2. 일반 특성별 건강 관련 삶의 질의 차이
인구사회적 특성에서는 1인 가구, 무자녀 부부가구, 미혼자녀 동거가구 모두 성별, 연령, 교육수준, 가구 소득수준, 직종, 민간 의료보험 가입 유무 특성이 통계적으로 유의미한 차이가 있었다. 또한 1인 가구와 미혼자녀 동거가구에서는 주택소유 유무 특성이 추가적으로 건강 관련 삶의 질과 통계적으로 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다.
건강행태와 건강 및 기능상태 특성에서는 3개 가구유형 모두 유산소 신체활동 실천 여부, 아침식사 빈도, 외식횟수, 적정 수면 시간, 필수의료서비스 미충족 여부 특성이 통계적으로 유의미한 차이가 있었다. 또한 1인 가구와 무자녀 부부가구는 고위험 음주 여부 특성이, 무자녀 부부가구와 미혼자녀 동거가구는 체질량지 수, 평소 스트레스 인식 여부 특성이, 1인 가구에서는 흡연 유무 특성이, 미혼자녀 동거가구는 건강검진 수진 여부 특성이 건강 관련 삶의 질과 통계적으로 유의미한 차이가 있었다(Table 3).
3. 우리나라 성인의 가구유형별 건강 관련 삶의 질 연관 특성
다변수 분석은 인구사회적 특성, 건강행태 특성, 건강 및 기능 상태 특성을 단계적으로 보정하고, 복합표본 특성을 고려하여 다중선형회귀분석을 실시하였다. 독립변수들 간의 독립성을 검정하기 위해 다중공선성 여부를 확인한 결과, VIF는 1.02–2.25으로, 다중공선성에 문제가 없음을 확인하였다. 각 모형의 예측력을 확인하기 위해 adjusted R2값을 확인하였으며, 가구유형별로 1인 가구는 모형 1 0.219, 모형 2 0.243, 모형 3 0.297, 무자 녀 부부가구는 모형 1 0.147, 모형 2 0.167, 모형 3 0.189, 미혼 자녀 동거가구는 모형 1 0.084, 모형 2 0.092, 모형 3 0.141으로 나타나 각 유형별로 모형 3으로 갈수록 모형의 적합도가 높았다. 따라서 가장 적합도가 높은 모형 3의 결과를 중심으로 결과를 정리하면 다음과 같다.
인구사회적 특성에서는 모든 가구유형에서 연령, 교육수준, 가구 소득수준, 직종이 공통적으로 건강 관련 삶의 질 연관 특성으로 나타났으며, 연령이 낮을수록, 교육수준이 높을수록, 가구 소득수준이 높을수록 건강 관련 삶의 질이 높은 경향을 보였다. 또한 여성인 경우 남성에 비해 무자녀 부부가구(β=–1.26, p=0.015) 와 미혼자녀 동거가구(β=–0.53, p=0.047)에서 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났으며, 유주택자에 비해 무주택자가 1인 가구(β=– 2.00, p=0.007)에서 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났다. 비경제 활동군에 비해 블루칼라군이 1인 가구(β=2.86, p=0.004), 무자녀 부부가구(β=1.86, p=0.001)에서 건강 관련 삶의 질이 높게 나타났으며, 핑크칼라군이 미혼자녀 동거가구(β=1.29, p=0.001)에서 높게 나타났다. 또한 민간의료보험 가입군에 비해 미가입한 경우 1인 가구(β=–3.87, p=0.034), 무자녀 부부가구(β=–1.85, p=0.043)에서 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났다.
건강행태와 건강 및 기능상태 특성에서는 3개 가구유형 모두 평소 스트레스 인식 여부, 필수의료서비스 미충족 여부 특성이 건강 관련 삶의 질 연관 특성으로 나타났다. 평소 스트레스를 인식하는 군에 비해 인식하지 않는 군이, 필수의료서비스 미충족 여부가 있는 군에 비해 미충족이 없는 경우 건강 관련 삶의 질이 높게 나타났다. 1인 가구에서는 외식횟수 특성이 통계적으로 유의미한 특성으로 나타났으며, 외식을 하루에 1번 이상한 경우에 비해 일주일에 3–6회 하는 경우 건강 관련 삶의 질이 높게 나타났다. 무자녀 부부가구에서는 체질량지수와 유산소 신체활동 특성이 통계적으로 유의미한 특성으로 나타났으며, 체질량지수가 정상인 군에 비해 비정상인 군에서 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났다. 미혼자녀 동거가구에서는 아침식사 빈도가 건강 관련 삶의 질과 통계적으로 유의미한 특성으로 나타났으며, 일주일에 5–7회 아침식사를 시행하는 군에 비해 1–4회 시행하는 군에서 건강 관련 삶의 질이 높게 나타났다(Table 4).
고 찰
본 연구는 2019–2020년 국민건강영양조사를 활용하여 우리나라 성인의 가구유형별 건강 관련 삶의 질 연관 특성을 분석하였다. 분석결과, 미혼자녀 동거가구, 무자녀 부부가구, 1인 가구 순으로 건강 관련 삶의 질이 높은 것으로 나타났으며, 가구유형 별로 건강 관련 삶의 질 연관 특성에 차이가 있었다.
1인 가구에서 건강 관련 삶의 질 수준이 가장 낮게 나타났는데, 이는 다인가구에 비해 1인 가구의 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타난 다수의 선행연구의 결과와 일치한다[11,13,14,20]. 선행연구 결과에 따르면 연령이 높고, 학력 및 가구소득 수준이 낮을수록 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났다[17,21]. 또한 주거 안정성이 높을수록 삶의 만족도가 높은 곳으로 보고되었다[22]. 본 연구의 1인 가구는 75세 이상 고령자 비율이 높았으며, 낮은 가구소득이 및 주택 미소유자의 비중 또한 높게 나타났다. 이러한 특성은 1인 가구의 신체상태와 사회경제적 취약성이 건강 관련 삶의 질 저하에 기여했을 가능성을 시사한다. 특히 주택소유 여부, 외식빈도, 건강검진 수검 여부가 1인 가구에서만 건강 관련 삶의 질에 대한 통계적으로 유의한 변수로 확인되었다는 점은, 1인 가구의 건강 관련 삶의 질에 있어 주거안정성 및 자기관리 관련 행태가 중요 한 요인으로 작용함을 나타낸다.
무자녀 부부가구는 다른 가구유형에 비해 건강 관련 삶의 질 수준이 상대적으로 높게 나타났으나, 자녀가 있는 가구보다는 낮은 경향을 보였다. 이러한 결과는 자녀가 있는 여성이 무자녀 여성보다 건강 관련 삶의 질이 높게 나타났다는 선행연구와 부분적으로 맥락을 같이 한다[23]. 또한 본 연구에서 무자녀 부부가구의 체질량지수와 유산소 신체활동이 건강 관련 삶의 질과 통계적으로 유의미한 관련성을 보였으며, 이는 적절한 신체활동이 건강 관련 삶의 질 향상에 긍정적인 영향을 미친다는 선행연구의 결과와 일치한다[24]. 따라서 무자녀 부부가구의 건강 관련 삶의 질은 신체활동 수준 및 건강행태와 밀접하게 연관될 수 있음을 시사한다.
미혼자녀 동거가구는 세 가구유형 중 건강 관련 삶의 질 수준이 가장 높게 나타났다. 이는 앞서 말한 것처럼 자녀가 있는 여성이 무자녀 여성보다 건강 관련 삶의 질이 높다는 선행연구와 부 분적으로 맥락을 같이 한다]23]. 또한 아침식사 빈도는 미혼자녀 동거가구에서만 통계적으로 유의미한 관련 변수로 확인되었다. 특히 매일 아침식사를 시행하는 군에 비해 아침식사를 주 1–4회 시행하는 군에서 건강 관련 삶의 질이 더 높았다. 이러한 결과는 아침식사를 매일하는 경우 건강 관련 삶의 질이 높게 나타난다는 선행연구 결과와 상반된다[25]. 이는 미혼자녀 동거가구의 경우 다른 가구유형에 비해 청년층 및 중장년층의 비율이 높아, 바 쁜 현대사회에서의 생활습관 변화 및 시간부족으로 인해 아침식 사 형태에 차이가 발생했을 가능성을 시사하는 것으로 생각된다.
가구유형별 건강 관련 삶의 질 연관 특성을 비교한 결과, 모든 가구유형에서 연령, 교육수준, 가구 소득수준, 직종, 평소 스트레스 인지 여부, 필수의료서비스 미충족 여부가 공통적으로 유의미한 연관 특성으로 나타났다. 연령이 낮을수록, 교육수준과 가구 소득수준이 높을수록, 평소 스트레스를 인지하지 않는 경우, 필 수의료서비스 미충족이 없는 경우 건강 관련 삶의 질이 높게 나타났다. 이는 건강 관련 삶의 질이 기본적인 사회경제적 요인, 스트레스, 그리고 의료접근성과 밀접하게 관련되어 있음을 시사한다.
세부적으로 살펴보면, 1인 가구와 무자녀 부부가구에서는 민간의료보험 가입 여부가, 무자녀 부부가구와 미혼자녀 동거가구에서는 성별이 공통적으로 건강관련 삶의 질 연관 특성으로 확인되었다. 민간의료보험에 가입한 경우와 남성인 경우 건강 관련 삶의 질이 더 높은 경향을 보였다. 민간의료보험과 관련해서는, 우리나라가 보편적 건강보험체계를 운영하고 있지만 공적 보장만으로 의료이용 전반을 모두 충족하지 못하는 영역이 존재한다. 따라서 민간의료보험 가입 여부는 의료서비스의 선택권 확대, 질환의 조기 발견, 비급여 항목에 대한 접근 등에서 실질적 차이를 만들어내는 보완적 요인으로 작용할 수 있으며, 이러한 요소들 이 건강 관련 삶의 질에 긍정적인 영향을 미쳤을 가능성이 있다. 성별에 관련해서는, 다수의 선행연구에서 남성이 여성보다 건강 관련 삶의 질을 더 높게 평가하는 경향이 보고된 바 있으며[26], 이는 생물학적 차이뿐만 아니라 사회문화적 인식, 건강에 대한 기대수준 등 주관적 평가 기준의 차이와도 관련될 수 있다. 특히 여성은 성인기에 접어들면서 출산과 육아, 일과 가정의 병행 등 다양한 역할을 수행하게 되며, 이러한 사회적 요구는 건강 관련 삶의 질에 부정적 영향을 미칠 수 있다. 다만, 이러한 성별 차이는 생물학적 특성과 사회적 경험이 복합적으로 작용한 결과로 이해되어야 할 것이다.
본 연구결과를 통하여 다음과 같은 정책적 방향 및 적용을 제안하고자 한다.
첫째, 건강 관련 삶의 질 향상을 위한 지표 및 과제 선정 시 가구유형별 접근이 필요하다. 우리나라의 건강 관련 삶의 질을 향상시키기 위한 보건정책은 ‘국민 삶의 질 지표’와 ‘국민건강증진 종합계획’을 기반으로 이루어진다. 국민의 삶의 질을 종합적으로 평가하기 위해 11개 영역의 71개 지표로 구성된 ‘국민 삶의 질 지표’를 개발하여 매년 보고서를 발간하고 있으며, 이 중 건강 영역에서는 신체활동 실천율, 비만율, 주관적 건강상태, 스트레스 인지율 등 7개의 지표를 선정하여 관리하고 있다[10]. 또한 국민건강증진법(제4조)에 따라 국민의 건강수준 및 건강정책의 효과를 평가하고 국가 건강증진전략 도출을 위해 국민건강증진 종합계획을 5년마다 수립ㆍ시행하고 있으며, 건강생활 실천 등 6개 분과에 대해 금연, 절주, 영양 등 28개 중점과제를 선정하여 건강 관련 삶의 질을 향상시킬 수 있는 정책을 시행 중에 있다. 현재 건강 관련 삶의 질 향상을 위한 지표 및 과제 선정 시 1인 가구와 노인 가구에만 초점을 맞춰 정책을 수립하였으나, 다인가구 내에서도 무자녀 부부가구의 건강 관련 삶의 질의 수준이 가장 낮고, 가구유형별 건강 관련 삶의 질 연관특성이 다르기 때문에 지표 및 과제 선정 시 가구유형별 접근이 필요하다.
둘째, 건강증진을 위한 정책 수립 시 가구유형별로 연령과 교육수준을 고려한 건강교육 및 건강증진서비스를 제공할 필요가 있다. 본 연구결과, 1인 가구, 무자녀 부부가구, 미혼자녀 동거가구 모두 연령이 높아질수록, 교육수준이 낮을수록 건강 관련 삶의 질이 유의하게 낮아지는 경향이 나타났다. 특히 1인 가구와 무자녀 부부가구에서는 노인과 초등학교 이하, 중학교 졸업한 군의 비율이 높아 건강정보 접근성과 이해수준에서 취약성이 클 수 있음을 시사한다. 이에 따라, 교육수준이 낮은 대상자를 고려하여 이해하기 쉬운 건강교육프로그램 제작 및 지역 인프라를 활용한 건강증진활동을 계획하는 등 가구유형별로 연령과 교육수준을 고려한 맞춤형 정책설계가 필요하다.
셋째, 무자녀 부부가구를 대상으로 신체활동 증진 및 체질량지수 관리에 대한 필요성을 교육하고, 지역사회에서 신체활동을 향상시킬 수 있는 프로그램 제공 및 적극적 홍보가 필요하다. 무자녀 부부가구에서 체질량지수가 비만인 군과 저체중인 군에서, 유산소 신체활동을 실천하지 않는 군에서 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났으며, 적당한 신체활동이 건강 관련 삶의 질을 높이는 데 효과가 있기 때문에 무자녀 부부가구를 대상으로 신체활동 향상의 필요성에 대해 교육하는 것이 필요하다.
넷째, 건강 관련 삶의 질을 향상시키기 위해 지역사회에서 정신건강 관리를 지원하는 프로그램을 강화하고 스트레스 완화 서비스의 접근성을 높을 수 있는 방안을 마련할 필요가 있다. 1인 가구, 무자녀 부부가구, 미혼자녀 동거가구 모두 평소 스트레스를 인식하는 군에서 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났기에 가구 유형별 정신건강을 지키기 위한 다양한 정책을 고려해야 할 필요성이 있다.
마지막으로, 의료 취약계층을 위한 의료서비스 제공 및 필수의 료서비스 미충족을 감소시킬 수 있는 정책적 방안이 마련되어야 한다. 1인 가구, 무자녀 부부가구, 미혼자녀 동거가구 모두 가구 소득수준이 낮고, 필수의료서비스 미충족이 있는 군에서 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났기에 가구유형별로 소득수준에 맞는 의료지원 정책방안을 마련할 필요성이 있다. 또한 1인 가구와 무자녀 부부가구에서 민간의료보험에 가입하지 않은 군에서 건강 관련 삶의 질이 낮게 나타났기 때문에 경제적 취약계층이 의료서비스에 쉽게 접근할 수 있는 지원체계를 마련할 필요성이 있다.
본 연구는 대표성 있는 자료로 연구대상자를 19세 이상의 성인으로 선정하고, 가구유형을 ‘1인 가구,’ ‘무자녀 부부가구,’ ‘미혼자녀 동거가구’로 분류하여 분석하였다는 점에서 의의가 있다. 그러나 본 연구가 가진 한계점은 다음과 같다.
첫째, 연구대상 및 자료 측면에서 본 연구는 2019년과 2020년 국민건강영양조사 원시자료를 활용한 단면적 연구로서 건강 관련 삶의 질에 영향을 주는 요인에 대한 시간적 인과관계를 설명하는 데 한계가 있다. 향후 여러 시점에서 같은 개인 또는 가구의 데이터를 수집한 패널 데이터를 사용하는 등 종단면 자료를 활용 하여 변수 간의 시간적 변화와 인과관계를 명확히 분석할 필요가 있다. 또한 이차자료의 한계로 건강 관련 삶의 질 수준 이외에 현재의 질병이나 정신과적 장애 등 삶의 질적인 측면을 고려하지 못했다. 추후 가구유형별 focus group interview 등을 통해 연구 대상자의 주관적 경험과 만족도를 탐색할 수 있는 정성적 연구방법을 수행하거나, 우울 등 심리적 요인과 사회적 지지 등의 변수를 분석에 포함한다면 더 면밀한 분석이 가능할 것이다. 본 연구에서는 가구유형을 1인 가구, 무자녀 부부가구, 미혼자녀 동거가구(부부와 미혼자녀 가구, 편부모와 미혼자녀 가구)에 응답한 사람만 연구대상자로 분류하였으며, 이외 가구유형은 제외하여 우 리나라 모든 가구유형을 다루는 데 한계가 있다. 제외된 가구유 형 중 기타 1세대 가구는 친구나 형제자매와 같이 살거나, 결혼하지 않은 형제나 자매 간의 가구이며, 기타 2세대 가구는 부모와 성인 자녀가 같이 살고 있으나 자녀가 결혼했거나 배우자가 있는 경우, 조부모와 성인 손자녀가 같이 사는 경우이다. 또한 모든 3 세대 이상 가구는 조부모, 부모, 그리고 자녀가 함께 사는 가구이거나 여러 세대가 같은 가구를 이루고 있는 형태로, 3개의 가구유 형은 가구원과 가족 구성을 한 가지로 특정할 수 없기 때문에 제외하였으나, 후속 연구로 가구유형과 가구 내 각 구성원의 역할과 관계를 조합변수로 설정하여 우리나라의 모든 가구유형을 포함할 필요가 있다.
둘째, 연구변수 측면에서 종속변수로 사용된 건강 관련 삶의 질 측정도구 EQ-5D 설문은 항목별로 ‘아무 문제가 없음,’ ‘다소 문제가 있음,’ ‘심각한 문제가 있음’의 3가지 수준으로 나누기 때문에 설문 간편성은 높지만 경미한 문제가 보고되지 않는 등 천장효과와 민감도가 낮은 단점이 있으며[27], 객관적이 아닌 자기기입식 조사를 통한 주관적 응답이기 때문에 정확한 결과를 반영했다고 보기는 어렵다. 따라서 건강 관련 삶의 질 응답의 기존 3가지 수준을 5가지 수준으로 확장하여 응답의 민감도를 높인 EQ-5D-5L의 측정도구를 활용하거나 주관적 응답의 한계를 극복하기 위해 객관적인 건강 데이터를 고려할 필요가 있다. 또한 본 연구에서 선정한 독립변수 외에 건강 관련 삶의 질에 영향을 미칠 수 있는 다양한 요인을 고려하지 못해 연구결과에 영향을 미쳤을 것으로 생각된다. 따라서 본 연구의 독립변수를 외에 추가적으로 사회적 지지, 식습관, 정신건강 상태 등 건강 관련 삶의 질에 영향을 미치는 요인을 모두 반영한 후속 연구가 이루질 필 요가 있겠다.
셋째, 통계분석 측면에서 종속변수로 사용된 건강 관련 삶의 질의 값이 ‘1’인 대상자가 71%로, 한쪽으로 치우친 값의 분포로 인해 선형회귀분석의 기본 가정인 정규성 분포 가정이 위배될 가능성이 크다. 정규성 분포를 따르지 않을 경우 통계적 추론과 예측의 신뢰도가 떨어질 수 있어 box-cox 변환을 통해 데이터를 등분산을 갖는 정규분포로 변환시키거나, log 변환함으로써 정규 분포에 보다 가까운 모형으로 만들어 선형회귀분석을 시행하는 것이 필요하다. 따라서 종속변수의 값을 정규분포에 가깝게 만드는 통계분석방법을 사용한 후속 연구가 이루어질 필요가 있다.
본 연구는 변화하는 시대 흐름에 따라 다양해지고 있는 가구유형을 반영하여, 우리나라 성인의 가구유형을 보다 세분화하고 각 유형별 건강 관련 삶의 질 연관 특성을 분석한 연구라는 점에서 의의가 있다. 본 연구 분석결과, 1인 가구, 무자녀 부부가구, 미혼 자녀 동거가구 간에는 건강 관련 삶의 질 수준과 건강 관련 삶의 질 연관 특성에 분명한 차이가 나타났다. 특히 다인가구에 비해 1인 가구의 건강 관련 삶의 질의 수준이 낮게 나타난 점뿐만 아니라 다인가구 안에서도 무자녀 부부가구의 삶의 질이 가장 낮게 나타났다는 점은 주목할 만하다. 이는 단순히 1인 가구뿐 아니라 무자녀 부부가구에도 보다 세심한 관심과 정책적 지원이 필요함 을 보여준다. 또한 가구유형에 따라 삶의 질에 영향을 미치는 요인이 서로 다르게 나타난 만큼, 모든 가구에 똑같은 접근이 아니라 유형에 맞는 지역사회 간호전략과 맞춤형 정책이 필요하다는 점도 확인할 수 있었다. 본 연구결과가 우리나라 성인의 건강 관련 삶의 질 향상을 위한 정책 개선에 기초자료로 활용되기를 기대한다.
이해상충
이 연구에 영향을 미칠 수 있는 기관이나 이해당사자로부터 재정적, 인적 지원을 포함한 일체의 지원을 받은 바 없으며, 연구윤리와 관련된 제반 이해상충이 없음을 선언한다.
ORCID
Eunjin Kim: https://orcid.org/0000-0002-5607-6763
Roeul Kim: https://orcid.org/0000-0003-4663-4490
Tae Hyun Kim: https://orcid.org/0000-0003-1053-8958
Woojin Chung: https://orcid.org/0000-0003-2090-4851
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