¿¬±¸ _ÇüÆò¼º_±èÇý·Ã_Àμâ.hwp

Transcription

1 연구보고서 건강수준의사회계층간차이와정책방향 김혜련강영호윤강재김창석 한국보건사회연구원

2 머리말 빈곤과건강은불가분의관계를가지고있기때문에소득불평등이건강문제에도영향을초래할가능성이크다. 특히, 빈곤층이더많은의료필요를가지고있고, 빈곤이건강문제를악화시키고다시건강문제가빈곤을악화시킨다. 이러한점에서소득수준등사회경제적지위가낮은계층의건강문제로인한사회적부담과손실을감소시키고형평성을추구하는것은국가의보건의료정책과의료보장정책에서중요한사회정책의과제가되고있다. 경제위기이후우리나라의소득분배는이전시기에비하여크게악화되어빈곤층이증가하고계층간의소득격차가심화되고있으며, 이에따라소득불평등및빈곤문제, 의료보장사각지대등이사회문제로부각되고있다. 최근한국의보건의료체계를평가한 2002년, 2003년 OECD 보고서에서도우리나라의보건의료문제의하나로형평성문제가제기된바있다. 이러한상황에서사회경제적계층간건강수준의차이를실증적으로검증하고, 그결과에따라이차이를감소시키기위한보건의료를위시한사회정책의방향을모색하는것은시의적으로도매우중요하다고판단된다. 유럽을중심으로많은국가에서는건강권을기본권의하나로인식하면서건강에있어서의형평성논의와연구를활발하게진행하고있으며, 이문제는최근주요보건정책이슈로되어있다. 이에비해, 우리사회에서는보건의료서비스의접근성문제이외에는국가정책차원에서사회경제적계층간의건강불평등문제를인식하고건강형평성을위한접근을시도한경험은미흡하다. 이러한현상은관심을불러일으킬만한현상황에대한통계적대표성이있는자료와정보, 연구결과의부족, 과학적이고합리적인정책수립을위한실증적인근거자료들이부족했다는점에상당부분기인할것으로생각된다. 본연구는최근국민건강영양조사등우리국민을대표할수있는가용한자

3 료가축적됨에따라우리나라에서의사회경제적계층간건강수준의차이를사망 (mortality) 과질병 (morbidity) 의두가지핵심적인건강수준지표상의불평등정도로규명하고, 그결정요인을분석하고자하였다. 아울러이러한실증적자료와결과분석이가지는함의에근거하여건강수준으로볼때취약한위치에있는사회경제적인구계층에대해서보건의료정책수단과건강증진시책이어떠한방향으로제공되는것이바람직하겠느냐는정책대응과제의방향을모색하고있다. 특히본연구는한국의건강형평성에대한포괄적인첫번째보고서라는점에서의의가있으며, 국민건강영양조사와통계청사망자료를연계하여 5년동안사망여부를추적한연구방법으로결과를제시하고있다는데의미가크다. 본연구는본원의김혜련부연구위원이연구책임자로기본연구를수행하고울산대학교강영호교수가참여하였으며, 윤강재주임연구원이원고정리와편집과정에서참여하였다. 본연구의분석과정에서도움을주신서울대보건대학원의김호교수, 일본자료를제공하여주신고려대보건대학이준협교수, 건강형평성연구의외국자료를소개해주신을지의대김명희교수, 미국의최근메이케이드자료를정리하여주신존스홉킨스대학박사과정에있는김승욱선생에게도감사를드린다. 그리고좋은논평을해주신연구원의이상영부연구위원과류시원부연구위원, 연세대학교이규식교수, 서울대보건대학원조병희교수께감사를표한다. 끝으로본연구를시작으로향후우리나라의건강형평성에대한다양한접근과그기전을규명하는지속적인연구가심도깊게이루어지기를기대한다. 2004년 8월한국보건사회연구원원장박순일

4 목차 요약 19 제 1 장서론 44 제 1 절연구배경및목적 44 제 2 절연구방법 49 제2장건강불평등에관한이론적고찰 57 제1절건강수준의사회경제적불평등기전에대한기초이론 57 제2절건강불평등에서의사회계층지표 71 제3절건강수준의사회경제적불평등의경로와기전에관한통합모형 77 제 3 장사망률의사회계층간차이와관련요인분석 82 제 1 절사회경제적사망률의차이분석 82 제 2 절사회경제적사망률불평등의관련요인분석 114 제4장유병수준의사회계층간차이 137 제1절유병 (Morbidity) 수준지표와분석방법 137 제2절사회계층별만성질환유병과주관적건강상태의차이 144 제3절사회계층별만성질환과주관적건강상태의불평등정도 ( 모델Ⅰ) 156 제4절사회계층별유병수준의차이와이에관련된건강행태및임상적위험요인의영향 ( 모델Ⅱ, 모델Ⅲ) 171

5 제5장건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 204 제1절사회계층별건강행태의불평등추이 : 흡연의사례 204 제2절지역지표와흡연율의차이 : 서울시민건강조사자료의다수준분석 233 제 6 장의료이용의사회계층별차이와저소득층의의료이용장애현황 257 제 1 절의료이용의사회계층별차이 257 제 2 절저소득층의건강문제와의료이용장애현황 273 제7장건강형평성제고를위한정책방향 280 제1절기본방향 280 제2절건강형평성제고를위한주요국가의보건의료정책과시사점 282 제3절사회계층간건강수준의불평등감소를위한정책방향 317 제 8 장결론 329 제 1 절요약 329 제 2 절결론 335 참고문헌 341

6 표목차 표 1-1 직업과종사상지위를이용한직업계층분류 52 표 1-2 연구내용에따른분석방법 ( 개요 ) 54 표 2-1 블랙리포트의사회경제적건강불평등설명방식 59 표 3-1 성 연령별연구대상자와사망자수 : 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 94 표 3-2 성 연령보정교육수준별사망률의상대비 : 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 96 표 3-3 성 연령보정직업계층별사망률의상대비 : 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 97 표 3-4 성 연령보정소득수준별사망률의상대비 : 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 99 표 3-5 성 연령보정자기평가생활수준및의료보장유형별사망률의상대비 : 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 100 표 년도국민건강 영양조사 자료의교육수준과사망등록자료의교육수준비교 102 표 년도국민건강 영양조사 자료와사망등록자료간교육수준의일치율과카파값 103 표 년도국민건강 영양조사 자료의직업계층과사망등록자료의직업계층비교 104 표 년도국민건강 영양조사 자료와사망등록자료간직업계층 ( 비육체노동자 / 육체노동자 / 기타 ) 의일치율과카파값 105 표 세이상연령과 30~64세연령군에서의교육수준과직업계층에따른사망률상대비 113

7 표 3-11 사회경제적사망률불평등관련요인분석에서의성 연령별연구대상자수와사망자수 115 표 3-12 소득수준및위험요인과사망률과의관련성 121 표 3-13 소득수준에따른위험요인의성, 연령 (5세단위 ) 보정비율 124 표 3-14 소득수준에따른사망률상대비와관련요인의기여도 126 표 4-1 사회계층별연령보정만성질환유병률, 25~64세 145 표 4-2 사회계층별연령보정만성질환유병률, 65세이상 147 표 4-3 사회계층별연령보정보유만성질환수, 25~64세 149 표 4-4 사회계층별연령보정보유만성질환수, 65세이상 150 표 4-5 사회계층별연령보정주관적불건강인식률, 25~64세 152 표 4-6 사회계층별연령보정주관적불건강인식률, 65세이상 154 표 4-7 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64세, 2001년, 모델 Ⅰ 156 표 4-8 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64세, 1998년, 모델 Ⅰ 157 표 4-9 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 65세이상, 2001년 160 표 4-10 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 65세이상, 1998년 160 표 4-11 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64세, 2001년, 모델 Ⅰ 162 표 4-12 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64세, 1998년, 모델 Ⅰ 163 표 4-13 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 65세이상, 2001년 166 표 4-14 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 65세이상, 1998년 166 표 4-15 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ),

8 25~64세, 2001년, 모델Ⅰ 169 표 4-16 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64세, 1998년, 모델Ⅰ 170 표 4-17 사회계층별연령보정현흡연율, 25~64세 173 표 4-18 사회계층별연령보정현흡연율, 65세이상 174 표 4-19 사회계층별연령보정현음주율, 25~64세 176 표 4-20 사회계층별연령보정현음주율인구비율, 65세이상 177 표 4-21 사회계층별연령보정운동실천율, 25~64세 178 표 4-22 사회계층별연령보정운동실천율, 65세이상 179 표 4-23 사회계층별연령보정과체중 (BMI 25) 유병률, 25~64세 181 표 4-24 사회계층별연령보정과체중 (BMI 25) 유병률, 65세이상 182 표 4-25 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64세, 2001년, 모델 Ⅱ 184 표 4-26 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64세, 1998년, 모델 Ⅱ 185 표 4-27 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64세, 2001년, 모델 Ⅱ 187 표 4-28 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64세, 1998년, 모델 Ⅱ 188 표 4-29 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 24~64세, 2001년, 모델 Ⅱ 190 표 4-30 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64세, 1998년, 모델 Ⅱ 191 표 4-31 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64세, 2001년, 모델 Ⅲ 193 표 4-32 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64세, 1998년, 모델 Ⅲ 194

9 표 4-33 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64세, 2001년, 모델 Ⅲ 195 표 4-34 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64세, 1998년, 모델 Ⅲ 196 표 4-35 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64세이상, 2001년, 모델 Ⅲ 197 표 4-36 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64세, 1998년, 모델 Ⅲ 198 표 5-1 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 20~24세남자 212 표 5-2 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 20~24세여자 213 표 5-3 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 25~44세남자 217 표 5-4 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 25~44세여자 218 표 5-5 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 45~64세남자 222 표 5-6 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 45~64세여자 223 표 5-7 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 65~84세남자 226 표 5-8 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 65~84세여자 227

10 표 5-9 파워엘리트입지계수 (LQ) 에따른연구대상자분포의특성 243 표 5-10 흡연여부에영향을미치는개인특성 ( 연령, 월가구소득 ) 및지역지표의효과 : 2001년도서울시민보건지표조사의다수준로짓회귀분석결과, 15세이상남자 (N=26,022) 245 표 5-11 흡연여부에영향을미치는개인특성 ( 연령, 월가구소득 ) 및지역지표의효과 : 2001년도서울시민보건지표조사의다수준로짓회귀분석결과, 15세이상여자 (N=28,007) 246 표 5-12 흡연여부에영향을미치는개인특성 ( 연령, 월가구소득, 교육수준, 직업계층 ) 및지역지표의효과 : 2001년도서울시민보건지표조사의다수준로짓회귀분석결과, 25~64세남자 (N=19,351) 248 표 5-13 흡연여부에영향을미치는개인특성 ( 연령, 월가구소득, 교육수준, 직업계층 ) 및지역지표의효과 : 2001년도서울시민보건지표조사의다수준로짓회귀분석결과, 25~64세여자 (N=19,982) 250 표 5-14 흡연여부에대한연령보정교차비와 95% 신뢰구간 : 단수준로지스틱회귀분석결과 254 표 6-1 사회계층별의료이용수준, 25세이상전체인구 ( 로지스틱분석 ) 261 표 6-2 사회계층별의료이용수준, 25세이상의료이용자 ( 회귀분석 ) 262 표 6-3 교육수준에따른의료이용, 25세이상전체인구 ( 로지스틱분석 ) 263 표 6-4 소득수준에따른의료이용, 25세이상전체인구 ( 로지스틱분석 ) 264 표 6-5 직업수준에따른의료이용, 25세이상전체인구 ( 로지스틱분석 ) 265 표 6-6 교육, 소득, 직업수준을함께고려한의료이용양상,

11 25세이상전체인구 ( 로지스틱분석 ) 266 표 6-7 교육수준에따른의료이용정도, 25세이상의료이용자 ( 회귀분석 ) 268 표 6-8 소득수준에따른의료이용정도, 25세이상의료이용자 ( 회귀분석 ) 269 표 6-9 직업유형에따른의료이용정도, 25세이상의료이용자 ( 회귀분석 ) 270 표 6-10 교육수준, 소득수준, 직업을함께고려한의료이용정도, 25세이상의료이용자 ( 회귀분석 ) 271 표 6-11 소득수준, 교육수준, 의료보장유형별조사대상가구주의건강수준 275 표 6-12 소득수준, 교육수준별조사대상가구주의의료비부담현황 277 표 6-13 의료보장유형별조사대상가구주의건강수준 278 표 6-14 소득수준, 교육수준, 의료보장유형별경제적이유로치료를중단및포기한경험이있는가구주비율 279 표 7-1 건강불평등의문제해결의가능성에대한 Whitehead 견해 282 표 7-2 메디케이드등록자현황 286 표 7-3 메디케이드서비스지출영역별비중 290 표 7-4 생활보호대상자와의료부조대상자수및비용총액 305 표 7-5 유럽지역 WHO의 21세기 Health 21 건강목표중건강형평성목표 310

12 그림목차 그림 1-1 연구의틀및연구과정 49 그림 2-1 Diderichen의건강불평등설명모형 : 정책적중재를위한사회적맥락과건강과의경로설명틀 79 그림 2-2 건강결정요인에대한 Acheson 모형 79 그림 2-3 사회구조가건강에미치는경로 : Mackenbach 모형 80 그림 2-4 사회구조가건강에미치는경로 : Marmot & Wilkinson 모형 80 그림 2-5 건강의사회적불평등에영향을미치는요인과경로 : House 모형 81 그림 4-1 교육수준별연령보정만성질환유병률, 25~64세, 2001년 146 그림 4-2 소득수준별연령보정만성질환유병률, 25~64세, 2001년 146 그림 4-3 직업유형별연령보정만성질환유병률, 25~64세, 2001년 147 그림 4-4 교육수준별연령보정유병률, 65세이상, 2001년 148 그림 4-5 소득수준별연령보정유병률, 65세이상, 2001년 148 그림 4-6 교육수준별연령보정주관적불건강인식률, 25~64세, 2001년 153 그림 4-7 소득수준별연령보정주관적불건강인식률, 25~64세, 2001년 153 그림 4-8 직업유형별연령보정주관적불건강인식률, 25~64세, 2001년 153 그림 4-9 교육수준별연령보정주관적불건강인식률, 65세이상, 2001년 155 그림 4-10 소득수준별연령보정주관적불건강인식률, 65세이상, 2001년 155

13 그림 4-11 교육수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64세남자 158 그림 4-12 교육수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64세여자 158 그림 4-13 교육수준별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 25~64세남자 158 그림 4-14 교육수준별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 25~64세여자 159 그림 4-15 교육수준별만성질환유병교차비 (95% CI), 65세이상남자 160 그림 4-16 교육수준별만성질환유병교차비 (95% CI), 65세이상여자 161 그림 4-17 교육수준별주관적건강인식교차비 (95% CI), 65세이상남자 161 그림 4-18 교육수준별주관적건강인식교차비 (95% CI), 65세이상여자 161 그림 4-19 소득수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64세남자 163 그림 4-20 소득수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64세여자 164 그림 4-21 소득수준별주관적건강인식의교차비 (95% CI), 25~64세남자 164 그림 4-22 소득수준별주관적건강인식의교차비 (95% CI), 25~64세여자 165 그림 4-23 소득수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 65세이상남자 166 그림 4-24 소득수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 65세이상여자 167

14 그림 4-25 소득수준별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 65세이상남자 167 그림 4-26 소득수준별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 65세이상여자 168 그림 4-27 직업유형별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64세남자 169 그림 4-28 직업유형별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64세여자 169 그림 4-29 직업유형별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 25~64세남자 170 그림 4-30 직업유형별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 25~64세여자 171 그림 4-31 소득수준별연령보정흡연율, 25~64세, 2001년 174 그림 4-32 직업유형별연령보정흡연율, 25~64세, 그림 4-33 교육수준별연령보정운동실천율, 25~64세, 2001년 179 그림 4-34 소득수준별연령보정운동실천율, 25~64세, 2001년 180 그림 4-35 직업유형별연령보정운동실천율, 25~64세, 2001년 180 그림 5-1 교육수준별흡연율불평등추이, 20~24세남자 214 그림 5-2 교육수준별흡연율불평등추이, 20~24세여자 214 그림 5-3 교육수준별흡연율불평등추이, 25~44세남자 219 그림 5-4 교육수준별흡연율불평등추이, 25~44세여자 219 그림 5-5 교육수준별흡연율불평등추이, 45~64세남자 224 그림 5-6 교육수준별흡연율불평등추이, 45~64세여자 224 그림 5-7 교육수준별흡연율불평등추이, 65~84세남자 228 그림 5-8 교육수준별흡연율불평등추이, 65~84세여자 228 그림 년도서울시행정동별파워엘리트입지계수현황 239 그림 6-1 소득수준별가계지출중보건의료비가차지하는비율 (%),

15 그림 7-1 메디케이드수급인구의구성과지출구성, 2002년 289 그림 7-2 메디케이드대상별장기요양과급성기진료비중, 2002년 290 그림 7-3 메디케이드서비스지출영역별비중, 2002년 291 그림 7-4 미국보험비적용자의의료서비스비용과비용출처, 2004년 295 그림 7-5 미국의보험비적용자의료이용에대한진료제공자분포, 2001년 296 그림 7-6 일본 20~59세남자의직업별연령표준화사망률 (1960~90) 302 그림 7-7 일본 20~59세여자의직업별연령표준화사망률 (1960~90) 303

16 Abstract Socioeconomic Health Inequalities and Counter Policies in Korea It has often been shown that people of lower socioeconomic status are more likely to have poor health. The magnitude of inequalities in health is of great interest because reducing inequalities or the burden of health problems in disadvantaged groups may offer great potential for improving the health status of the population as a whole. Monitoring patterns, magnitude, trends, and exploring related risk factors in health differences by socioeconomic groups have important implication and suggest possible directions for health and welfare policies. Korea has experienced rapid growth in economy and national health insurance, whereby universal coverage was established after 1990, and the 1997 economic crisis. Despite the fact that there exist enormous gaps between different socioeconomic groups of Korea, little is known about the magnitude and patterns in health inequalities using representative population-based data. The purpose of this study was to describe inequalities in all cause mortality and two commonly used morbidity indicators (chronic diseases and self-rated health) by socioeconomic status. Socioeconomic inequalities in mortality and morbidity were studied in relation to educational level, household income and employment status. In addition, this study analyzed the trends of socioeconomic inequalities in smoking prevalence. First, analysis of socioeconomic mortality inequalities was made by Cox's proportional hazards model, using the data of 1998 Korean National Health and Nutrition Survey(KNHNS), linked to death certificate data of National Statistical Office through Second, analysis of socioeconomic morbidity inequalities was made by logistic

17 regression using the 1998 and 2001 KNHNS data. Third, analysis of educational inequalities in smoking prevalence by age group was made by means of regression-based relative index of inequality(rii). This study identify that there exist a large socioeconomic inequalities in mortality and morbidity among the Korean population. The results strongly confirm that low-income population and the least educated are in the greatest need of health service, including both health care and health promotion. Public health goals and health promotion programs should be developed to reduce socioeconomic gaps in health status and improve the health among those with low levels of income and education. In response to persisting mortality and morbidity inequalities, Korean government should give priority to socioeconomic health inequalities in the social policy agenda.

18 요약 제 1 장연구배경및목적 건강형평성의문제를중요한정책과제로설정하고, 교육, 소득, 직업등의사회계층간건강불평등을감소시키기위한각종사회보장정책및의료보장정책을시도하고있는서구국가들에비해, 우리나라에서는사회경제적계층간건강불평등문제를인식하고건강형평성을위한접근을시도한경험은아직까지미흡한것으로평가됨. - 빈곤과건강은밀접한연관성을가지고있는것으로밝혀져있으며, 빈곤에서기인한건강불평등은개인의불건강을초래할뿐만아니라, 사회연대감의저해와국가경제성장의부담요인으로작용할수있어중요한사회정책의과제로대두되고있음. - 우리나라는경제위기이후사회계층간격차가심화되고있으며, 이에따라소득불평등및빈곤문제가사회문제로부각되고있는실정임. 본연구의목적은건강수준의불평등과관련된지표들을이용하여사회계층간건강수준의차이를대표성있는대규모국가통계자료를통하여실증적으로분석하고, 사망률및유병수준과관련된요인들의기전을분석하고자하며, 이에근거하여사회계층간건강수준의차이를완화하고보건의료접근에서형평성을제고하기위한효과적인보건의료정책방향을제시하고자하였음.

19 20 제2장건강불평등에관한이론적고찰 1. 건강수준의사회경제적불평등기전에대한기초이론 블랙리포트 (Black Report) - 건강과사회경제적불평등의관계에대한가장중요한역사적문헌으로평가받는블랙리포트 (Black Report) 는영국에서전국민을대상으로한무상의국가보건의료서비스 (National Health Service) 가제공되고있음에도불구하고건강불평등이지속되고있는원인을규명하고자하였음. - 블랙리포트에서는사회경제적계층간건강불평등을설명하는 4가지틀로물질적 / 구조적조건 (materialist/structuralist), 선택 (select), 문화적 / 행태적요인 (cultural/behavior factors), 인조 (artifact) 등을제시하였음. 블랙리포트는사회계층의결정에관련되는물질적구조적조건 ( 즉, 절대적또는상대적빈곤 ) 이사회경제적건강불평등을초래한다는시각과함께, 건강수준에따라사회경제적위치가선택되므로불건강상태가낮은사회계층으로의사회이동 (social mobility) 을일으키게되며, 사회계층의특성별로건강위해행태가달리분포하게되는문화적, 행태적요인이결과적으로건강불평등이발생한다는건강불평등의기전을포괄적으로설명하고있는대표적인보고서임. 1차화이트홀연구 (First Whitehall Study) - 화이트홀연구는관상동맥질환의원인을밝히기위하여영국의남성공무원을대상으로이들의사망여부와사망원인을 7.5년간추적하여직업계층간관상동맥질환사망률의차이를밝힌연구로서, 사회경제적사망률불평등에대한위험요인의역할을다룬가장선구적인연구로평가됨. - 화이트홀연구결과가장낮은직업군인 기타직군 의관상동맥질환사망위험이최상층인행정관리직에비해약 4배높은것으로나타나절대적빈곤과물질적박탈뿐만아니라다양한위험요인들이사망률에영향을미친다는사실을규명하였음.

20 요약 21 사회경제적건강불평등기전에대한 3가지관점과통합적이론모형 - 선택과인과관점 : 건강수준이사회경제적지위를결정한다는인식으로건강여부가사회경제적지위와귀결된다는점을강조함. 그러나단순히건강여부만으로는사회경제적요인에미치는영향을설명하지못하며, 건강이사회적지위상승으로이어지지는않기때문에이러한관점에는논란이많음. - 특정결정요인관점 : 사회경제적지위가낮은집단들에게는건강문제를심화시키는고위험요인이많이존재하며, 이들요인들이건강수준에영향을미친다는관점임. 특정결정요인으로는저소득이나물질적환경요인, 흡연, 영양, 음주, 운동등건강행태요인, 사회심리적스트레스및취약한사회적지지등사회심리적요인등이주목받고있음. - 생애적관점 : 건강은성인기이후위험요인에대한폭로뿐만아니라태아기, 아동기, 청소년기, 성인기, 노년기등전생애에걸친다양한사회경제적요인들이모두누적적으로건강불평등에관여한다는관점임. - 통합적이론모형 : 건강불평등을설명하기위해관련되는요인이중첩적이며연쇄적으로작용한다는이론적모형들이 Diderichen, Acheson, Machenbach, Marmot과 Wilkinson 등에의해제시됨. 모형에따라정책적중재를강조한모형, 건강결정요인을다원적영향으로설명한모형, 생애과정을중시한모형, 생물학적경로를포함한통합적이론모형등이건강불평등의경로와기전을설명하는대표적인모델로들수있임. 2. 건강불평등에서의사회계층지표 교육수준과건강 - 교육수준은건강행위나태도, 지식과밀접하게연관되어있을뿐만아니라개인의사회경제적지위와소득수준을결정하는요인으로도알려져있음. 현재까지각종연구에서교육수준별로사망수준의유의한차이가나타나는것으로보고되고있음.

21 22 - 교육수준은자료수집이용이하고, 직업활동이없거나소득수준을파악하기어려운사람들을포함하여연구할수있다는장점을가지고있음. 소득수준과건강 - 소득수준은개인의고용상태와사회경제적지위등을표현하는지표이며, 이와같은물질적요인들이건강에중요한영향을미친다는사실은여러연구에서밝혀진사실임. - 소득수준과관련하여최근에는절대적빈곤외에도상대적인빈곤과결핍, 소득분포격차, 사회적배제 (social exclusion) 등이새롭게주목받고있음. 직업계층과건강 - 직업의유형과고용상의지위는소득및개인의교육수준과밀접한연관성을가지는지표이며, 직업에서지위가낮은계층은높은계층에비해상대적으로사망위험비가높아지는현상이확인되고있음. 사회적박탈지역과건강수준 - 질병의원인이개인이상의상위수준에도존재한다는인식이확산되면서교육, 소득수준등개인적지표외에도지역별건강수준의격차에관심이모아지고있음. - 특히개인별생정통계수집이어려운경우지역을중심으로지역지표및지역단위박탈지표를이용한연구가지속적으로이루어지고있음. 제3장사망수준의사회계층간차이와요인분석 1. 사회경제적사망률의차이분석 사회경제적위치에따른사망률의불평등사이의연관성을분석하기위하여 1998년도국민건강 영양조사 와 1999~2003년 5년간의통계청사망자료를주민등록번호로연계하여추적자료 (Longitudinal data) 를구축한후 30세이상

22 요약 23 성인남녀의사망률의차이를교육수준, 소득수준, 직업등다양한사회경제적위치지표별로상대위험비를산출하여비교함. 분석방법은 Cox's proportional hazards model 을적용함. 분석결과교육수준이낮을수록, 직업이육체노동자이거나일용직 / 임시직의경우, 소득수준이낮을수록, 생활수준평가가낮을수록사망률위험이계단형으로높아지는양상을뚜렷하게보임. - 대학교이상의학력을가진사람에비하여고등학교, 중학교, 초등학교학력을가진사람의사망위험은 30~71% 높은양상이었지만, 통계적으로유의하지는않았음. 하지만, 무학인사람은 2.21배 (95% 신뢰구간 : 1.12~4.40) 사망위험이높음. - 직업을비육체노동자, 육체노동자및기타로나누었을때, 비육체노동자에비하여육체노동자는 2.73배 (95% 신뢰구간 : 1.44~5.06), 기타군은 4.94배 (95% 신뢰구간 : 2.64~9.24) 사망위험이높은것으로나타남. - 종사상의지위를기준으로할때, 상용근로자 ( 전일제 / 시간제 ) 에비하여사망위험의상대비는고용주에서 0.98 (95% 신뢰구간 : 0.28~3.41), 상용근로자에비하여임시및일용근로자의사망위험은 3.01배 (95% 신뢰구간 : 1.50~6.03), 기타군은 2.75배 (95% 신뢰구간 : 1.51~5.01) 로종사상의지위가사망률불평등을초래하고있는주목할결과를보임. - 직업유형과종사상의지위를이용한직업계층별로사망률을분석해보면중상계층에비해노동계층의사망위험은 1.67배 (95% 신뢰구간 : 0.84~ 3.35), 농어촌자영자계층의사망위험은 1.69배 (95% 신뢰구간 : 0.93~3.07) 로통계적으로유의하지않았음. 그러나하류계층 (Class Ⅵ) 의사망위험은 3.06배 (95% 신뢰구간 : 1.75~5.36), 기타군의사망위험은 2.76배 (95% 신뢰구간 : 1.52~5.01) 높은것으로나타남. - 소득수준에따른사망률불평등이뚜렷하게계단형으로나타나고있음. 월가구소득을기준으로하여상위 20% 집단에비해 60~80% 에해당하는집단과최하층의사망위험상대비는각각 2.30(95% 신뢰구간 : 1.36~

23 ), 2.29 (95% 신뢰구간 : 1.34~3.71) 로분석되었음. - 또한월 250만원이상의가구소득을가진사람들의사망률을 1.00으로할때월가구소득이 100~149만원인사람들의사망위험은 1.97배 (95% 신뢰구간 : 1.09~3.55), 50~99만원의가구소득을가진사람들은 2.00배 (95% 신뢰구간 : 1.11~3.61) 사망위험이높았으며, 최저가구소득군인월 50만원미만의가구소득을가진사람들의사망위험은 2.37배 (95% 신뢰구간 : 1.31~4.31) 높은양상을보였음. 각종사회경제적지표들과사망률사이의연관성을분석한연구결과가가지는함의는다음과같음. - 교육수준, 직업계층, 소득수준, 자기생활수준평가등지표에대하여공통적으로계단형의사회경제적사망불평등이관찰되었음. 이는절대빈곤층에서뿐만아니라사회의모든계층에서사회경제적사망률불평등이존재하는것을의미함. - 이러한차이는기존의비연계자료를이용한연구나도시지역을대상으로한노동패널자료를분석한선행연구결과보다더큰사망불평등을보이는것으로밝혀짐. - 본연구결과는상용근로자를기준으로할때, 임시및일용직근로자의사망위험은 3.01배 (95% 신뢰구간 : 1.50~6.03) 높았는데우리나라의고용불안정성이확대되고고용조건이악화되고있는상황에서, 이와같은결과는임시및일용직근로자에서의건강문제가매우중요한이슈로다루어져야함을시사하고있음. 2. 사회경제적사망률불평등의관련요인분석 월가구소득을현재의사회경제적위치지표로설정한후, 사망률불평등의기전에해당하는요인들 ( 임상적위험요인, 건강행태요인, 심리사회적요인, 어릴적폭로지표 ) 의사회경제적불평등분포를파악하고, 이들지표들이사회경제적사망률불평등에기여하는정도를밝히고자함.

24 요약 25 성, 연령, 시군구지역구분, 가구원수를보정한후소득수준별사망률의차이를분석한결과소득수준에따라계단형의사망률불평등이파악되었음. 각각의위험요인과사망률과의관련성에대한분석결과는다음과같음. - 임상적위험요인 ( 체질량지수, 수축기혈압, 총콜레스테롤, 혈당등 ) 과사망의관련성 혈중콜레스테롤을제외한요인들이사망률과유의한관련성을가지고있는것으로나타남. 낮은체질량지수를보인집단에서, 수축기혈압과혈당의경우높은수치를보인집단에서사망위험이높아지는양상을보였음. - 건강행태요인 ( 흡연, 음주, 규칙적운동, 건강검진 ) 과사망의관련성 흡연 : 비흡연자에비해담배를끊었거나매일담배를피우는사람들의사망위험이높았으며, 흡연량역시사망률에영향을미치고있었음. 매일 20개피이상피우는흡연자는비흡연자에비하여 2.28배 (95% 신뢰구간 : 1.50~3.45) 로사망위험이높아지는양상을보임. 음주 : 음주량이가장높은집단및과거음주집단, 무음주집단에서사망률이높게나타났음. 음주량이가장높은 4분위의음주자는 2.53 배 (95% 신뢰구간 : 1.37~4.67) 로사망위험이높아지는양상을보임. 운동 : 규칙적으로운동을실천하는사람의사망위험상대비가실천하지않는사람에비해 0.61배 (95% 신뢰구간 : 0.41~0.90) 수준인것으로나타났음. - 심리사회적요인 ( 우울수준, 스트레스수준, 결혼상태 ) 과사망의관련성 항상우울한기분을가지고있다고응답한사람들의사망위험이그렇지않은사람들에비해 2.39 배 (95% 신뢰구간 : 1.52~3.74) 높았으며, 스트레스를많이느끼는사람의사망위험은거의느끼지않는사람에비해 2.24배 (95% 신뢰구간 : 1.45~3.46) 높게나타났음. 유배우자에비해미혼인군은사망위험이 6.31배 (95% 신뢰구간 : 3.13~ 12.72) 높게나타났음. - 어릴적폭로요인 ( 교육수준, 신장 ) 과사망의관련성

25 26 교육수준은사망률과높은관련성을보여교육수준이낮을수록사망률이높아지는계단형의사망률불평등을보임. 대학이상졸업자에비하여무학의경우사망위험이 2.15배 (95% 신뢰구간 : 1.06~4.37) 높았음. 신장은사망률과는통계적으로유의한관련성을볼수없었음. 건강관련행태요인, 심리사회적요인, 어릴적폭로요인등은소득수준에따른분포가유의하게나타났음. - 소득수준이낮을수록건강위해행태가두드러지는양상이었으며, 소득수준과신장은정의상관관계를나타내었음. - 저소득층일수록우울증, 스트레스등좋지않은심리사회적요인을가지고있는것으로나타났으며, 이들에게서는미혼의비율과이혼 / 별거 / 사별의비율또한높은양상을보였음. 소득수준별사망률불평등에대한관련요인들의기여도를파악하기위하여세가지모형을설정하였음. - 모형 1: 성, 연령, 지역, 가구원수등이보정된모형모형 2: 모형 1의변수및 2개의기저건강수준지표 ( 중증만성질환개수와주요활동제한정도 ) 가보정된모형모형 3: 좋지않은기저건강수준을가진사람들을제외한표본에서모형 1의변수들을보정한모형 - 임상적위험요인, 건강행태, 심리사회적요인, 어릴적폭로요인등을보정하였을때사망률의상대비변화를평가한결과월소득 100만원미만인소득수준이낮은집단에서모형 1에서는임상적위험요인이 7%, 모형 2에서는 15%, 모형 3에서는 6% 정도의사망률상대비의감소를가져와임상적위험요인에기인한사망률상대비의감소는미미하였음. - 이러한연구결과는임상적위험요인의감소가사회경제적사망률불평등의해소에기여하는정도는낮을것이라는점을시사함. - 건강행태요인을보정하였을때사망률의상대비변화를평가한결과

26 요약 27 월소득 100만원미만인소득수준이낮은집단에서모형 1에서는 19% 정도의사망률상대비의감소를가져왔음. 모형 2에서는 14%, 모형 3에서는 6% 정도의사망률상대비의감소를가져와건강행태요인에기인한사망률상대비의감소는비교적큰편이었으나서구국가의경우보다는영향이낮았음. - 이것은우리나라에서선진국가들과는달리건강행태가사회경제적위치에따라뚜렷하게정형화되어있지않기때문에소득수준에따라사망률불평등에기여하는정도가다르게나타나는것으로보임. 그러므로전체인구집단에대한건강행태변화를주목적으로하고있는건강증진프로그램이사회경제적건강불평등감소에는별다른영향을주지못할수있다는점을시사함. - 심리사회학적요인은모형 1에서가장낮은소득군 (100만원미만 ) 에서의사망률상대비를 17% 가량감소시켰음. 그러나기저건강수준이보정되거나, 기저건강수준이좋지않은사람들이제외된분석모형에서심리사회적요인에기인한사망률상대비의감소는미미한수준이었음. - 교육수준과신장으로평가한어릴적폭로요인은세가지모형에서모두사망률상대비의감소를가져오는분석됨. 어릴적폭로요인을통계모형에보정하였을때, 가장낮은소득군 (100만원미만 ) 에서는분석모형에따라 13% 에서 16% 정도의비교적높은사망률상대비의감소를보였음. - 4가지범주의요인들을모두보정한후에도소득수준별사망률불평등의상당부분이설명되지않고남아있는것은소득수준의차이가사망률의차이를유발시키는별도의강력한기전이여전히있을가능성을제기하는것임.

27 28 제4장유병 (morbidity) 수준의사회계층간차이 1. 사회계층별만성질환유병과주관적건강상태의차이 유병수준을나타내는지표는여러가지가있을수있으나본연구에서는 1998년과 2001년의국민건강영양조사자료중만성질환의보유여부, 주관적건강수준의두가지지표를사용하여교육수준, 소득수준, 직업유형별로사회계층별표준화유병률 (2000년센서스인구기준 ) 을산출하고, 다변량로스지틱회귀분석을이용하여유병률의사회경제적계층별불평등정도를파악하였음. 또한이에관련된건강행태와임상적위험요인을파악하고자하였음. 분석대상인구는 25~64세경제활동인구와함께, 빈곤율이높아지고유병률도높아지는 65세이상노인인구에대한별도의분석을통하여사회경제적차이에따른건강불평등정도를제시하고자하였음. 이들두인구집단의 1998년, 2001년두개년도의변화양상을남녀별로나누어파악하였음. 1998년과 2001년의사회계층별만성질환유병률과주관적건강상태의차이를보면다음과같음. - 25~64세의경제활동인구의경우남녀모두교육수준이낮아질수록유병률이점점높아지는계단형의선형관계를보였으며, 소득이낮은계층일수록유병률이높아지는양상을보였음. - 65세이상노인인구집단에서도낮은학력계층과낮은소득계층에서유병률이높게나타났음. - 질병의중증도 (severity) 를파악하기위한간접지표로서한사람이가진만성질환의수로보면 25~64세인구에서교육수준과소득수준이낮을수록, 육체노동자와기타 ( 무직, 주부등 ) 에서만성질환의수가많았으며, 이러한경향은 65세이상노인인구에서도유사한양상을보였음. - 조사대상자가스스로평가한주관적건강인식은만성질환유병률에서보

28 요약 29 다더욱뚜렷한불평등을나타냄. 즉, 교육수준과소득수준이낮을수록, 육체노동자와기타직군 ( 무직, 주부등 ) 에서자신의주관적건강상태를나쁘다고평가하였음. 65세이상노인인구역시교육수준과소득수준이낮은계층에서주관적건강평가가좋지않은것으로파악되었음. 2. 사회계층별만성질환과주관적건강상태의불평등정도 교육수준별차이 년 25~64세경제활동인구의교육수준에따른만성질환및주관적건강상태의차이에대한로지스틱분석결과, 대학교이상졸업의고학력자에비하여초등학교이하저학력자의만성질환유병교차비는남자 1.44(95% 신뢰구간 : 1.23~1.68), 여자 2.55(95% 신뢰구간 : 2.17~3.00) 였으며, 주관적건강상태의교차비는남자 2.62(95% 신뢰구간 : 1.77~3.88), 여자 3.12(95% 신뢰구간 : 2.22~4.39) 였음. 이와같은경향은 65세이상노인인구에서도유사한양상을보였음 년자료와비교해볼때 24~64세인구의경우만성질환유병및주관적건강인식은남자의경우큰차이가없었으나, 여자의경우불평등이더욱커진것으로나타났으며, 특히 65세이상인구에서는불평등정도가더욱뚜렷하게커진것으로나타났음. 소득수준별차이 년 25~64세인구의소득수준을 5그룹으로최상 (5분위) 에서최하 (1분위 ) 로나누고이에따라만성질환과주관적건강상태의교차비를산출한결과최하소득계층의만성질환유병교차비는최상계층에비하여남자는 1.30(95% 신뢰구간 : 1.14~1.48), 여자 1.43(95% 신뢰구간 : 1.25~1.63) 이었으며, 주관적건강상태의교차비는남자 3.23(95% 신뢰구간 : 2.27~ 4.61), 여자 2.24(95% 신뢰구간 : 1.67~2.99) 이었음 년 65세이상노인인구의 2~5분위소득계층에비교한 1분위소득계

29 30 층의만성질환및주관적건강상태의교차비는만성질환의경우남자 1.60(95% 신뢰구간 : 1.18~2.17), 여자 1.55(95% 신뢰구간 : 1.12~2.15) 이었으며, 주관적건강상태의경우남자 1.66(95% 신뢰구간 : 1.08~2.55), 여자 1.64(95% 신뢰구간 : 1.17~2.30) 이었음. - 이와같은결과를 1998년자료와비교해보면주관적건강상태는 1998년에비해남녀모두불평등정도가증가하였음. 만성질환의경우 65세이상노인인구에서는남녀모두뚜렷하게불평등도가커진것으로나타남. 직업유형별차이 년 25~64세조사대상자를비육체노동자, 육체노동자, 기타 ( 무직, 주부등 ) 로직업유형으로나누어보면만성질환과주관적건강상태의불평등정도는남녀모두육체노동자가비육체노동자에비해만성질환유병확률과주관적불건강상태의유병이높게나타났음. 특히남자의경우 1998년에비해 2001년도에만성질환유병및주관적건강상태의불평등정도가커진것으로나타났음. 3. 사회계층별유병수준의차이와이에관련된건강행태및임상적위험요인의영향 본연구에서는 1998년및 2001년국민건강 영양조사에서조사한건강행태변수와임상적위험요인변수들이교육수준, 소득수준, 직업유형등사회경제적위치지표별로어느정도차이가있는가를분석하였음. - 흡연율의차이 2001년조사자료를분석한결과남녀모두소득이낮을수록, 육체노동자및기타 ( 무직 ) 의직업유형을가지고있을수록높은흡연율을가지고있는것으로나타났으며, 65세이상노인인구에서는교육수준과소득수준이낮은계층에서남녀모두흡연율이높았음.

30 요약 31 - 음주율의차이 음주율은남성의경우사회경제적위치지표별로뚜렷한차이를보이지않았으나, 여성의경우 25~64세인구에서는교육수준이높은계층에서, 65세이상인구에서는교육수준과소득수준이낮은계층에서음주율이높게나타났음. - 운동실천율의차이 운동실천율은여러건강행태중사회계층에따른가장뚜렷한차이를보이고있는지표로서, 모든연령군에서 2001년과 1998년모두교육수준과소득수준이높을수록, 비육체노동자계층에서뚜렷하게운동실천율이높아지는선형관계를보이고있음. - 비만 ( 과제중 ) 유병률의차이 BMI 25 이상의과체중유병률은여자의경우 2001년과 1998년모두교육수준과소득수준이낮을수록뚜렷하게높았음. 반면남자의경우교육수준과소득수준이높은비육체노동자에게서오히려높은것으로나타났음. 건강행위들이사회경제계층별건강수준의차이와불평등에어떻게기여하고있는지를규명하기위하여연령및현흡연여부, 흡연량, 현재음주여부, 운동실천등건강행위변수를동시에보정한후사회계층변수와만성질환유병, 주관적건강상태와의관련성을분석하였음. - 연령과건강행태를보정한후교육수준과소득수준, 직업유형에따른만성질환유병과주관적건강상태의차이는남자에서는차이가줄어들고있는반면, 여자에서는보정후에도사회계층요인에의한영향이여전히높은것으로나타남. 사회경제계층변수들에건강행위변수들과함께건강검진조사에서파악된임상적위험요인을보정한후만성질환유병, 주관적건강상태가사회경제적위치지표에따라어떻게변화하는가를분석하였음.

31 32 - 분석결과교육수준이낮은인구계층에서는남녀모두건강행태와임상적위험요인을보정한후에도만성질환유병과주관적건강상태가나쁠확률이여전히큰것으로나타났음. 본연구결과를볼때우리나라에서사회계층지표중에서교육수준이소득보다만성질환유병의차이를더크게설명하는것으로나타남. 그리고낮은사회계층변수가만성질환유병과주관적건강상태에미치는영향은남자보다여자에서더높게나타나여성의빈곤과낮은사회경제적지위가건강수준에미치는영향이남자에서보다클것을시사하고있음. 또한본연구결과특히주목할만한결과는 1998년과 2001년을비교할때 65세이상의노인에서교육수준과소득계층간만성질환과주관적건강상태로본건강수준의불평등도가뚜렷하게심화되고있는점임. 제5장건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 1. 사회계층별건강행태의불평등추이 : 흡연의사례 흡연은각종질환과의인과관계가밝혀지고있으며, 다른행태요인보다도뚜렷하게낮은사회계층에광범위하게분포함으로써사회계층간건강수준의차이를확대시키는것으로알려져있는대표적인건강위해행위임. 본연구에서는통계청이매년실시하는사회통계조사자료중 1989년, 1992 년, 1995년, 1999년, 2003년의 5개년도의 20~84세범위의남녀 343,193명을 4개연령군 (20~24세, 25~44세, 45~64세, 65~84세 ) 으로구분하여교육수준별로로지스틱회귀분석을하였으며, 비교연도간의교육수준의사회경제적위치의분포를표준화하여상대적불평등의정도를계량화하기위하여상대불평등지수를산출하였음.

32 요약 33 20~24세연령군의교육수준간흡연율차이심화추세 - 남자의경우전반적인흡연율이하락현상이보이는반면, 여자의경우흡연율하락경향은나타나지않고있으며, 교육수준별로는남녀대학이상의고학력자에비하여중학교이하학력자나고등학교학력자의흡연의교차비가높은것으로나타나교육수준별로흡연의불평등도가심화되고있는경향을뚜렷이보이고있음. - 20~24세연령군의경우절대적, 상대적흡연불평등의크기는모두확대되는경향인것으로나타났는데, 남자의경우 1989년에비해 2003년도의교육수준간흡연의절대적불평등의크기는 4.4배증가하였음. 이와같은결과는높은교육수준에서의흡연율감소가현저한반면, 낮은교육수준에서의흡연율은증가하였기때문임. - 상대적불평등지수역시확대되어남자의경우 1989년 2.28에서 2003년에는 8.34로증가하였으며, 같은기간여자의경우에도 4.49에서 36.63으로상승하였음. 25~44세연령군에서의교육수준간흡연율차이증가추세 - 25~44세연령군에서도역시흡연불평등의절대적, 상대적크기가증가하는양상임. 남녀모두교육수준이낮을수록흡연의상대비가계단형으로높아지는양상을보이고있음. 남자에서연령보정흡연율의절대적차이는 1989년대학이상학력자와중학교이하학력자간의차이가 7.8% 였으나, 2003년에는 15.2% 로증가하였고, 같은기간여자에서는는 0.8% 에서 3.5% 로교육수준간흡연율의차이가확대된것으로나타났음. 상대적불평등지수는남자의경우 1989년 1.81에서 2003년 3.36으로, 여자의경우 0.83에서 6.12로상승하였음. 45~64세연령군에서의교육수준간흡연율차이감소추세 - 45~64세연령군은남녀모두지난 15년간지속적인흡연율감소양상을보이는인구집단으로서남녀모두교육수준이낮을수록흡연의교차비

33 34 가계단형으로높아지는양상임. 연령보정흡연율의절대적차이의변화는남녀모두교육수준간의차이가감소하는양상을보였음. 남자의경우 11.5% 에서 9.5% 로, 여자의경우 7.1% 에서 0.5% 로감소하였음. 이는이연령군에서낮은교육수준을가진사람들의흡연율감소가상대적으로현저하였기때문임. 상대적불평등지수역시흡연율의절대적차이의감소에따라남녀모두감소하는양상이었음. 65~84세연령군에서의교육수준간흡연율차이감소추세 - 65~84세연령군역시지난 15년간지속적인흡연율감소양상을보인인구집단으로서남녀모두초등학교이상학력자를기준으로무학에서흡연의교차비가높았음. 연령보정흡연율의차이및상대적불평등지수역시흡연율의감소에따라남녀모두감소하는양상을나타내었음. 2. 지역지표와흡연율의차이 : 서울시민건강조사자료의다수준분석 질병의원인이개인이상의상위수준에도존재한다는인식이확산되면서교육이나소득수준등개인적지표외에도지역별건강수준과같은지역지표가건강불평등을설명하는요인으로연구되고있음. - 지역지표를이용한분석이의미를가지려면특정지표에있어서지역간차이가두드러져야한다는것이전제조건임. 우리나라에서는주로도시 농촌, 수도권 비수도권등대단위지역을분석단위로이용하여지역의박탈정도에따른건강불평등양상등이연구되어왔음. 본연구에서는지역의범위를세분화하여동 읍 면수준의행정구역단위에서건강행태및건강수준의불평등이있는가에대한분석을시도함. - 이를위한자료원으로는 2001년서울시민건강지표조사의 15세이상남녀 54,029명의자료를사용하였고, 지역지표는서울시동지역별로파워

34 요약 35 엘리트계층의분포양상을나타내는지표 ( 입지계수 ) 인입지계수 (location quotient: LQ) 를지역지표롤이용하여건강행태 ( 흡연 ) 에미치는지역지표의영향을다수준로짓회귀분석 (multilevel logistic regression analysis) 방법으로분석하였음. 15세이상 - 지역지표인입지계수는남자의경우흡연과의관련성이뚜렷하게나타남. 이러한결과는가구소득을보정한후에도유지되어입지계수가가장낮은수준의동에거주하는남자의흡연교차비는가장높은입지계수를가진동에사는사람보다 1.28배 (95% 신뢰구간 : 1.11~1.47) 높게나타났음. - 여자의경우는지역입지계수와흡연과의통계적관련성이유의하지않은것으로나타남. 25~64세연령군 - 25~64세의경제활동연령군에서는가구소득수준과아울러개인의교육수준과직업계층변수를포함하여분석하였음. - 남자에서서울시동별흡연율의차이는개인의사회경제적특성을모두보정한후에는사라지는것으로나타남. 즉, 교육수준과직업계층을모두보정하였을때가장낮은입지계수에서의흡연교차비는 1.13이었지만, 통계적으로유의하지는않았음 (95% 신뢰구간 : 0.97~1.32). - 여자의경우개인의사회계층지표들은흡연과통계적으로유의한관련성을보였지만, 지역지표는통계적유의성을보이지않았음.

35 36 제6장의료이용의사회계층별차이와저소득층의의료이용의장애현황 1. 의료이용의사회계층별차이 우리나라는보건의료서비스를형평성있게제공하기위하여전국민대상의건강보험제도를운영하고있으나, 높은본인부담비율과많은비급여항목으로인해저소득층의경우필요한서비스를받지못하거나, 설령받더라도과도한본인부담의료비로의료비부담이가계에미치는부담으로빈곤층으로전락할가능성이높은것으로파악되고있음. 본연구에서는의료서비스이용에서나타나고있는형평성을파악하기위하여 2001 국민건강영양조사의의료이용자료를분석함. 즉, 의료요구를고려하여사회계층별로외래와입원의료이용에서차이와, 의료비지출에서의차이를파악하기위하여회귀분석과로지스틱회귀분석을시도함. 2001년국민건강영양조사의의료이용자료를분석한결과의료요구를고려한분석에서입원및외래이용에서교육수준이나소득수준, 직업유형에따라통계적으로유의한차이는나타나지않음. 그러나본인부담의료비에는큰차이를보여저학력자일수록, 소득이낮을수록, 육체노동자일수록의료비지출이유의하게낮아짐을볼수있음. 또한의료급여2 종수급자는일반건강보험적용자에비하여는물론 1종수급자에비하여의료비지출이크게낮은것으로나타남. 본인부담의료비부담이낮은사회계층일수록적다는결과는이들이비급여서비스를잘활용하지않는다는것을의미하기도하지만, 건강보험급여가충실하지않고, 본인부담금이매우높고공공의료의비중이낮은우리나라의의료보장구조에서 2종수급자등저소득층에서필수적인의료이용이제한될가능성이크며, 의료보장의사각지대에속한인구집단이클수있다

36 요약 37 는점을시사한다고볼수있음. - 또한의료이용에경제적부담이없는고소득층의의료이용의강도가높아소득수준이높고, 교육수준이높을수록의료서비스가많이소비되고있음을시사함. 2. 저소득층의건강문제와의료이용장애현황 저소득층의건강상태와의료서비스이용상의장애문제를조사하기위하여 2004년시행된 의료급여제도개선을위한실태조사 자료를활용하여분석하였음. - 의료급여제도개선을위한실태조사의조사대상자들은보험료부과액을기준으로건강보험가입자하위 30% 에속하는가구와의료급여가구를대상으로하는조사이며, 조사완료가구는 1,415가구임. 본연구에서는이들가구의가구주에대한분석을시도함. 저소득층내에서도교육수준과소득수준이낮을수록건강수준이나쁜양상을보이고있으며, 부모의사회적지위가낮은경우자녀의건강수준도나쁜것으로나타났음. 교육수준이낮고, 경상소득수준이낮을수록의료이용에드는비용이가계에큰부담이되고있으며, 경제적이유로의료이용을포기한경험이높아저소득층이느끼는의료비의부담과의료이용에서의높은제약경험을가지는나타남. 또한의료이용의부담정도는보험미적용자와지역의료보험가입자에서의료급여수급자보다더느끼는것으로나타나저소득가구의의료비부담을경감시킬수있는대책의시급함을보여주고있음.

37 38 제7장건강형평성제고를위한정책방향 1. 건강불평등에대한지속적인모니터링과연구사업의활성화 우리국민의사회계층간건강수준의불평등의크기와특성, 경향에대한최근의과학적증거와결정요인에대한기본적인지식과데이터를축적할수있도록건강불평등에관하여지속적인모니터링이체계적으로이루어져야하며, 이를통하여전사회적으로건강불평등을해결하고자하는공감대가형성되도록하여야할것임. 또한건강형평성과제에대한국가적인연구사업이활성화되고지속적으로이루어져야함. - 이를위해서는우선활용가능한국민건강영양조사등사회조사통계에서소득, 직업, 교육수준등의사회경제적위치지표의생산이보다신뢰성있고정교하게산출되도록개선과보완이이루어져야하며, 질병의중중도와삶의질을평가할수있는지표 ( 예 : DALY, QALY, DFLE) 가산출될수있도록보안되어야할것임. - 또한현재의단면조사에서일부표본에대해서라도추구 (follow-up) 조사나종적연구설계에의한조사로보완되어건강에영향을주는요인들의인과관계를규명할수있도록 패널조사 로실시되어코호트연구가가능하도록조사설계가이루어져야할것임. 2. 건강불평등감소를위한정책의제 (Agenda) 의형성과국가수준의건강형평성을목표및전략설정 건강불평등모니터링과더불어가용한근거자료를바탕으로우리나라의건강불평등의문제를의제화하여야할것임. 이는향후공중보건정책, 사회보장정책, 복지정책, 환경정책등사회정책전반에서수용해야할건강형평성을위한정책결정자와일반국민의인식을제고하는데가장중요한과제임. 또한건강형평성문제의의제화단계에서나아가서건강형평성을추구하

38 요약 39 는국가목표가설정되어야할것임. 이목표는보건정책의기조방향으로공중보건전략에수용되도록짜여져야할것이며, 장기적으로는보건, 사회, 교육, 노동등부처간협력과조율을통한범부처적인포괄적인건강형평성지향의정책목표를세워나가야할것임. - 우선가용한근거자료에기반하여보건의료부문에서가능한정책진입지점을확인하고, 사회경제적인구계층별로차이가큰건강문제에서부터구체적인목표를설정하고이를위한정책을채택하도록해야할것임 년도설정한 국민건강증진종합계획 (Health Plan 2010) 에서인구계층간차이가큰부문중가용한자료로근거가있는부문부터목표를추가하여건강형평성을높이고, 전체건강수준을높일수있는사업을유도하도록할필요가있음. - 현정부의빈부격차및차별시정위원회가추진하고있는정책중빈곤아동종합대책, 빈곤여성종합대책, 공공복지서비스전달체계개선대책, 사회보험사각지대완화대책, 소외계층차별시청대책, 공공부조효율화대책등포괄적인사회정책에서사회경제적인구계층간의건강수준의차이를완화할수있는정책과구체적시행방안이포함되어야할것임. - 본연구의선진국사례에서제시한영국과스웨덴의사례는국가수준에서사회경제적계층간의건강수준의차이를해소하기위하여목표를설정하고포괄적인사회정책과조율된시책을펴고있는모델로서시사하는바가큼. 3. 소득수준별본인부담금경감제도차등적용, 저소득층의료보장강화와사각지대해소 저소득층이가구소득중보건의료비로지출하는비중은매우높으며, 본연구결과의료요구를고려한분석에서저학력자일수록, 소득이낮을수록, 육체노동자일수록의료비지출이유의하게낮아지고, 특히의료급여 2종수급자에서일반건강보험적용자에비하여는물론 1종수급자에비하여의료

39 40 비지출이크게낮은것으로나타남. 이는비급여서비스이용에서의사회경제적계층간격차를제시함을물론, 의료서비스도소득수준에따라소비되며, 이들낮은사회계층에서필수적인의료이용이제한될가능성을시사하는것임. - 저소득층에대한조사결과에서나타난바와같이저소득층이느끼는의료비의부담과의료이용에서의높은제약경험은이러한가능성을더욱뒷받침하고있어저소득층의의료장벽을낮추고, 접근성향상을위한보다적극적인정책적중재의필요성이높음. 본인부담상한제도의시행에있어서대상자의소득수준에따른차별화가이루어져야함. 이를통해가장혜택이필요한계층에집중지원되도록함으로써사회계층간건강불평등을감소시키는방향으로제도운영상의보완이요구됨. 4. 의료급여대상의확대와향후공적요양보장제도와의효과적연계 의료보장사각지대에있는빈곤층의의료보장을보장하기위하여의료급여대상을점진적으로최저생계비의 % 에해당하는잠재빈곤층 ( 차상위저소득층 ) 까지확대하되, 의료급여진료비의가파른증가추이와노인수급자비중의증가추세를볼때, 빈곤층에대한의료보장확대의규모와소요예산, 확대방법에서효율적인제도적접근이필요함. 수급자확대를위한선결조건으로논의되고있는급여범위의조정, 이용하는의료기관형태에따른차등급여, 의료급여지불방식의변경, 공공보건의료기관이용유도, 비용효과적인장기요양서비스개발등이적극적으로검토되어야할것임. 더불어저소득노인과장애인에대해서는향후도입예정인공적요양보장제도와의료급여제도가이들의의료수혜를분담하고연계하는운영체계와지불보상체계로짜여져야함. 즉, 노인과장애인에대해서는의료급여제도의과도한확대보다는의료보장제도에서분담하도록하여공적부조의부담을

40 요약 41 과도하게증가시키지않으면서저소득층과취약계층집단에게특성화된건강보호대책을마련하여야할것임. 5. 공공보건의료기관의기능강화를통한의료안전망 (Satety Net) 확충 현재논의되고있는공공의료의확충과공공의료관련종합대책에서저소득층에대한필수의료제공기능의강화를통하여이들의의료혜택접근성을높여취약계층의의료보장을견고히하는것을공공의료확충의주요목표로포함하여야할것임. 의료급여서비스제공에있어서공공보건의료기관이의료급여대상자를적극적으로수용할수있도록하여급격히증가하고있는의료급여진료비를효과적으로절감하고, 예방서비스를포함한포괄적인서비스를제공할수있는체제로공공의료를확충하여야할것임. 또한빈곤층이집중되는공공병원에대해서는미국의메디케이드에서와같이지원제도를마련하여공공보건의료기관이 의료안전망 역할을충실히하도록함으로써공공의료기관의재정문제를해소하고, 저소득층의과도한의료비부담과의료혜택에서의제약을해소하고의료급여재정의과도한지출을억제할수있는시스템을구축해야함. 6. 인구학적취약계층의특성을고려한예방서비스의확충과보건복지프로그램의강화 본연구결과여성의빈곤이더욱건강수준에영향을미치고있으며, 노인에서사회경제적건강불평등이심화되고있음이제기됨. 또한성인기이후의사망수준에영향을미치는요인으로어릴적폭로요인의기여도가특히높은것으로나타남. - 이러한결과는아동기의열악한환경이빈곤의세습 ( 대물림 ) 과생애에

41 42 걸친효과를미칠수있음을나타내고있어아동기의건강보호를위한보다적극적인대책이마련되어야함을시사하고있음. 보건복지서비스의요구가높은영유아와임산부등인구학적취약계층의건강을보장하기위하여다른인구계층과는별도로국가적의료지원과함께무료건강검진과스크리닝, 영양지원등예방서비스를제공하는체계를마련하여빈곤의세습 ( 대물림 ) 을방지하는적극적인대책이마련되어야함. - 미국의 Head Start 와 WIC, 영국의 Sure Start, 캐나다의 Fair Start, 일본의 엔젤프랜 등은저소득아동건강보호를위한포괄적보건복지프로그램의대표적인사례로우리나라에서도우리실정에맞게원용할필요가있음. - 현재우리나라의공공보건의료와모자보건사업을개선하여보건의료와복지서비스의요구도가높은취약인구집단에우선순위를두고목표집단 (Targeting population) 을선정하여야할것이며, 이들에게필수보건의료서비스를실질적으로제공하여야할것임. 7. 효과적인건강증진시책 : 사회경제적불평등을고려한흡연감소시책 건강형평성을제고하기위해서는경제사회적하위계층에게더욱문제가되는영역에정책의우선순위를둘필요가있음. 특히흡연율은낮은사회계층에서높으며, 소득이나사회계층의영향이큰사회구조적문제의성격이강한대표적인라이프스타일임. 본연구결과저소득층에서흡연율이높았고, 교육수준에따른흡연율에서의불평등은지난 15년동안지속되고있는것으로나타나며, 특히청장년기 (20~24세와 25~44세 ) 에서남녀모두교육수준에따른절대적, 상대적불평등의크기가심화된것으로보여장기적으로사회계층간건강수준 ( 질병발생과사망 ) 에서의불평등을악화시킬가능성을시사하고있음. 그러므로흡연율감소를위한보건및사회정책과건강증진정책은젊은연령층과

42 요약 43 낮은사회계층에초점을맞추어야사회경제적계층별건강불평등감소에효과적일수있다는점에서다음의 4가지정책방향을제시함. - 인지적기능에의존한정보전달중심의금연보건교육지양 : 인지적기능에의존한정보전달중심의금연보건교육지양하고금연대책의목표집단을좀더구체적으로선정하고, 좀더목표집단에서수용가능성있고효과적인금연전략으로접근하여흡연의사회경제적불평등을감소시키도록전략을시행하여야함. - 금연목표집단의표적화 : 젊은연령층과낮은사회계층에흡연율이높다는점에서이들을금연사업의우선순위가높은목표집단으로표적화하여금연사업을실시해야함. 20~24세, 25~44세의젊은연령층중교육수준이낮은집단에대하여이들집단의흡연율은낮출수있도록청소년기부터금연사업의대상과전략을마련하는효과적인중재가필요함. 이들집단의요구에맞는특성화된정책수단으로 사업장건강증진사업 과 청소년기금연사업 등이강화될필요가있으며, 금연을유도할수있는지지적환경이조성되어야함. - 군복무중금연프로그램강화와흡연을유인하는면세담배공급의폐기조치강구를위한관련부처와의공동대처 : 현재군용담배는면세가적용되어시중보다저렴한가격으로구입할수있음. 군복무를전후한연령대라고볼수있는 20~24세남자의흡연율이높은점을볼때낮은가격으로공급되어온군용면세담배의지급을중단하거나최소한면세를해제하는방안을강구해야할것임. 더불어군인대상에게적합한금연교육프로그램과교재를개발하고, 금연교육을적극적으로실시하도록군인금연프로그램을강화하여군복무후성인흡연율을획기적으로낮추도록하여야할것임. - 담배가격정책 : 담배가격인상이낮은사회계층, 청년기인구계층에서흡연율은낮추는데미치는영향을예측하여담배가격인상의사회적타당성을확보하도록하여야할것임.

43 제 1 장서론 제 1 절연구배경및목적 우리나라는 1970년대이후의료공급의빠른성장과짧은기간내전국민의료보장체계의달성으로의료의접근성제고에서높은성과를얻었다. 그러나의료공급의효율과형평에있어서의성과는미흡한것으로평가되고있다. 이미잘알려져있듯이빈곤과건강은불가분의관계를가지고있기때문에소득불평등이건강문제에도영향을초래할가능성이크다. 특히, 빈곤층이더많은의료필요를가지고있고, 빈곤이건강문제를악화시키고다시건강문제가빈곤을더욱악화시킨다는점에서소득수준등사회경제적지위가낮은계층의건강문제로인한사회적부담과손실을감소시키는것은중요한정책과제로인식되고있다. 뿐만아니라빈곤으로인한건강불평등은사회연대감과경제성장에도부정적인영향을미치기때문에의료보장이나각종국가의보건의료정책에서형평성의추구와건강보호는중요한사회정책의과제이다. 그런데경제위기이후우리나라의소득분배는이전시기에비하여크게악화되어빈곤층이증가하고계층간의소득격차가심화되고있으며, 이에따라소득불평등및빈곤문제가사회문제로부각되고있다. 이러한점에서현재우리나라의상황에서사회경제적계층간건강수준의차이를실증적으로검증하고그검증결과에따라이차이를감소시키기위하여보건의료를위시한사회정책의모색이어느때보다필요한시기라판단된다. 더구나우리나라의보건의료제도는역사적으로볼때형평성에대한가치체계의영향을많이받아온서구국가에비하여영리추구의동기가강한민간의료기관이절대다수를점하고있다. 또한사회보험방식의재원조달체계를가지고전국민건강보장이이루어졌다고하더라도건강보험본인부담금이높고광범위

44 서론 45 한비급여로인하여본인부담의료비가약 50% 에달하고있어보장성측면에서저소득층계층에게불리한구조를갖고있다. 의료안전망역할을하는의료급여수혜대상자가전국민의 3% 에불과하여의료보장사각지대가상당한부분존재하여경제적지불능력에따라서는의료서비스접근성에상당한경제적장애와불평등이있을가능성과함께필수적인의료의이용이제한될가능성이높다. 최근한국의보건의료체계를평가한 2002년, 2003년 OECD 보고서에서는우리나라의보건의료문제의하나로형평성문제, 즉, 저소득층의의료서비스접근성에서의료이용과관련된경제적장애가존재하며, 그이유로높은본인부담의료비, 선진국에비하여공공보건의료와질병예방서비스가미흡한점을제기한바있다. 우리나라뿐아니라전세계적으로최근 20년간전반적인건강수준의향상과동반하여사회경제적계층별건강불평등이심화되고있는것으로나타나고있다. 이러한현상은국가별로주요사인과건강위험요인의분포가다름에도불구하고소득, 직업, 교육수준, 성별, 지역, 인종등의사회경제적지위가낮은계층에서일관되게나타난다. 이에따라사회경제적계층간건강불평등을감소시키고자하는국가나국제사회의노력이공식적으로표명되어왔다. 대표적인사례는 1984년유럽지역에서의 Health for All Targets (WHO, 1985) 와 1985년의세계보건기구의 Health for All, 1979년미국의 Healthy People 목표 (US DHEW, 1979) 에서건강격차의해소를주요목표로포함한것을들수있다. 최근미국의 Healthy People 2010(US DHHS, 2000) 및영국의 Our Healthier Nation 에서도건강불평등을해소하는것을국가의기조건강목표로설정하고있다 (UK DH, 1999). 이것은국가나지역의건강수준을향상시키기위해서는계층간건강차이의해소와건강불평등의감소가중요하다는것을공식적으로제기하고, 이를해결하기위한건강목표를설정하고각종정책방향을제시한것이라고볼수있다. 이러한배경에는산업화된서구국가들에서건강보험의도입으로의료보장이이루어졌음에도 1980년의영국의 Black Report, 1985~1988년의 Whitehall 연구

45 46 (Ⅰ, Ⅱ), 유럽국가들의건강불평등워킹그룹비교연구등과최근 20년여간많은대규모추적연구결과서구국가들에서사회계층간건강불평등이존재하며더욱심화되고있으며, 교육수준, 직업, 소득등의사회경제적지표들과조기사망, 질병의유병률간에뚜렷한역상관이있음이제기된데근거하고있다. 이와같이유럽을중심으로많은국가들이건강형평성의문제를최근보건분야의주요정책과제로삼고있는데비해, 우리사회에서는보건의료서비스의접근성문제이외에는국가정책차원에서사회경제적계층간의건강불평등문제를인식하고건강형평성을위한접근을시도한경험은미흡하다. 급속한경제발전, 경제위기의경험, 소득불평등과빈곤이심각한사회경제적인문제로부각되고있는현재의한국의상황을돌이켜본다면건강형평성의제는그어느시기보다중요할과제일것임에도불구하고아직까지주요정책과제로다루어지지않아왔다. 이러한현상은관심을불러일으킬만한현상황에대한통계적대표성이있는자료와정보, 연구결과의부족, 과학적이고합리적인정책수립을위한실증적인근거자료들이부족했다는점에서상당부분기인할것으로생각된다. 또한사회계층별건강불평등현상이보다구체적인사회정책과제와관련성을갖기위해서는건강불평등의차이를파악하고, 그기전 ( 또는원인 ) 에대한연구와시계열적인건강불평등수준의모니터링이이루어질필요가높다. 사회경제적사망률불평등의문제는 유무 ( 有無 ) 의판단 문제를뛰어넘어, 불평등수준의증감이모니터링될때, 더큰사회정책적함의를갖는다. 왜냐하면다소간의불평등은어느사회에서나존재하여왔고, 어떤경우회피하기가어렵다는입장에서는, 불평등이존재한다 는것보다는 불평등정도가증가 ( 또는감소 ) 한다 는것이더큰사회정책적함의를제공할수있기때문이다. 우리나라에서도최근소득수준의차이가심화되고신빈곤층이크게증가하고있어사회계층간사망과질병, 건강행태등건강수준에서어느정도차이가나타나고있는가, 그리고불평등이있다면그차이는어느정도이며, 우리나라에서관련된기전은무엇인가, 불평등은어떻게변화되고있는가를파악할필요성이높다. 그리고이러한실증적현상파악을근거로사회경제적계층간차

46 서론 47 이를완화하고, 국민전체의건강수준을향상시킴을물론건강수준이낮은취약계층인구집단의특성별로효과적인의료보장시책과건강증진사업제공등의건강향상대책을마련할필요성이과거에비해중요해지고있다. 본연구는최근국민건강 영양조사등대표성있는가용한자료가축적됨에따라우리나라에서의사회경제적계층간건강수준의차이를사망 (mortality) 과질병 (morbidity) 의두가지핵심적인건강수준지표상의불평등정도를분석하고자한다. 아울러건강수준에영향을미치는사회경제적계층간건강행태의차이도분석하여사회경제적계층간건강불평등의수준을파악하고자한다. 나아가서이러한실증적자료와결과분석이가지는함의에근거하여보건의료측면에서건강수준으로볼때취약한인구계층에대해서보건의료서비스와건강증진시책이어떠한방향으로제공되는것이바람직하겠느냐는정책대응과제와방향을모색하고있다. 이를위하여본연구에서는건강수준의차이에따른취약계층의건강수준향상을위한보건의료차원에서접근할수있는대표적인전략인흡연과의료이용접근도제고방안제시를위하여건강행위중흡연의사회경제적계층을추이를분석하여금연정책의목표집단을규명하고자하였으며, 의료이용상의사회경제적계층별차이에대한분석도함께시도하였다. 본연구의구성은다음과같이 7장으로본연구가한국의건강형평성에대한포괄적인첫번째보고서라는점에서제1장~ 제2장에서는연구배경과이론적고찰및국내외선행연구를간략하게제시하고자한다. 제3장~4 장에서는사망 (mortality) 과유병 (morbidity) 수준의사회경제적계층간차이와관련요인을분석한다. 제5장에서는건강행태의사회경제적계층간차이와추이를분석하고, 지역별차이가있는가를분석한다. 여기서는대표적인건강위해행위지표이면서구체적인정책적개입이가능하고실효성이있는것으로파악되고있는 흡연 을중심으로살펴보고자한다. 제6장에서는건강수준의형평성을모색하는데있어특히보건의료적접근방안을찾기위한전단계로취약한사회경제적인구계층에대한보건의료접근성제고방안을제시하는데있어서의료이용양상에사회경제적계층별차이가어떻게나타나고있는가, 그리고최근저소득층에대한의료급여개선조사자료에

47 48 서나타난의료의사각지대에있는계층은누구인가에대하여실증적근거에입각해서제시하고자한다. 제7장에서는건강수준으로볼때취약한사회경제적인구계층에대한보건의료서비스가어떠한방향으로제공되는것이바람직하겠느냐는데대한우리나라의정책대응방향을모색하는데있어먼저 1절에서는미국, 일본, 유럽의사례로부터보건의료정책에서의건강형평성제고를위한시책을고찰하여시사점을찾고자하며, 2절에서는건강형평성향상을위한정책방향과과제를제시하고자한다. 본연구의목적은첫째, 제반경제사회변수에의해정의된사회계층간건강수준관련지표들의차이와추이라는관점에서건강의형평성을파악하고, 더불어관련된요인에대한기전 ( 요인, 영향력의크기 ) 을분석하고자하며, 둘째, 계층간건강수준의차이를완화하고형평성을제고하기위해서사회경제적으로하위계층에게특히문제가있는보건의료영역에정책의우선순위를두도록사회적으로문제를의제화하고, 이들의보건의료접근성을높일수있는효과적인정책수단과과제제안에두고자한다. 본연구의목적을구체적으로제시하면다음과같다. 첫째, 사회계층별건강수준의불평등의수준과관련요인을분석하고변화양상을파악한다. - 사망수준의사회계층별차이의정도와기전 ( 요인, 영향정도 ) 을파악한다. - 만성질환유병, 주관적건강인식의차이의정도와영향요인을파악한다. - 건강행태의사회계층간차이의변화양상을파악한다. - 건강행태의지역간차이를파악한다. 둘째, 사회경제적취약계층의보건의료접근제고를위한정책대응방안과과제를제시한다. 다만건강형평성제고를위한정책대안은사회계층별건강수준격차와요인분석을토대로하되, 구체적이고세부적인정책적구상은우리나라의보건의료제도와현안과제를고려하여제시하였다. - 의료이용의사회계층별차이를파악한다. - 차상위계층을포함한빈곤층의보건의료접근의현황과문제를파악한다.

48 서론 49 - 저소득층의보건의료접근성증진방안과정책적과제를제시한다. 제 2 절연구방법 1. 연구틀및과정 본연구의틀과연구절차를제시하면 [ 그림 1-1] 과같다. 그림 1-1 연구의틀및연구과정

49 50 2. 연구방법가. 문헌연구 - 형평성과관련한이론적논의, 국내외건강불평등관련문헌고찰 - 선진국의저소득층에대한보건의료정책, 시책등검토 나. 분석에포함된변수본연구에서고려한변수는다음과같다. 사회계층변수 : 교육수준, 소득수준, 직업, 지역 건강수준변수 : 사망, 만성질환유무, 주관적건강인식, 활동제한정도 의료이용 : 외래의료이용회수, 입원의료이용재원일수, 본인부담의료비 건강행태변수 : 흡연, 음주, 운동, 수면등 임상상위험요인 : 비만도 (BMI), 허리엉덩이둘레비 (WHR), 수축기및이환기혈압, 고콜레스테롤, HDL-콜레스테롤등 ) 다. 사회계층의분류본연구에서공통적으로사용한사회경제적위치지표는다음과같이분류하였다. 1) 교육수준지표 1998년도와 2001년도 국민건강 영양조사 에서교육수준분류는 무학 ' 과 학교는안다녔지만국문해독이가능함 항목을무학으로분류하였다. 전문대 와 대학원이상 은대학으로구분하였다. 최종적으로무학, 초등학교, 중학교, 고등학교, 대상의 5단계로구분되었다. 1998년도국민건강 영양조사 의설문지상에는졸업여부와관련한별도의지침이없지만, 조사지침서에따르면 ( 보건복지부, 1999), 중퇴등의경우에는이전학력으로기재하도록되어있

50 서론 51 어, 졸업을기준으로교육수준을기재하도록하고있는우리나라사망등록자료와기준이동일하다. 사망자료에서의교육수준은무학, 초등학교, 중학교, 고등학교, 대학교이상으로구분되어있다. 2) 직업및종사상지위를이용한사회경제적위치지표이연구에서는직업과종사상지위를이용하여세가지의사회경제적위치지표를생성하였다 ( 표 1-1 참조 ). 첫째는 1992년도에개정된한국표준직업분류상의대분류 1~5를비육체노동자 (non-manual worker), 대분류 6~9를육체노동자 (manual worker) 로구분하고, 나머지주부 ( 가사 ), 무직, 학생, 군인및미상을기타로분류하였다. 둘째는종사상지위에따른분류로, 자영업자, 고용주, 상용근로자 ( 전일제및시간제 ), 임시및일용근로자및기타 ( 무급가족종사자및비해당 ) 로구분하였다. 세번째로, 직업과종사상지위를이용하여홍두승등 (1999) 의계급분류방식에따른사회계층분류를하였다. 이방법은윤태호등 (2000) 의연구에서사용하였던방법인데, 이연구에서는윤태호등 (2000) 의연구에서사회계층분류에포함되지않았던대상자를별도의사회계층 (class Ⅶ) 으로구분하였다. 결혼한여성의사회계층분류를어떻게할것인가는지속적인논란이기는하지만 (Acker, 1973; Koskinen & Martelin, 1994; Krieger et al., 1997; Sacker et al., 2000) 이연구에서는여성본인의직업을그대로사용하였다. 그이유는우리나라의기존연구결과 ( 강영호, 2004), 여성본인의직업을이용한경우와결혼한여성의경우남편의사회계층을따르도록한경우로나누어직업계층별사망률불평등을분석한결과, 두가지방법에따른연구결과상의큰차이는발견되지않았기때문이다.

51 52 표 1-1 직업과종사상지위를이용한직업계층분류 종사상지위자영업자직업의회의원, 고위임직원및관리자 Class Ⅰ 전문가 기술공및준전문가 사무종사자 Class Ⅲ 고용주 상용근로자 Class Ⅱ 서비스및판매종사자 Class Ⅳ 농업, 임업및어업숙련종사자 Class Ⅴ Class Ⅵ 기능원및관련기능종사자 장치기계조작및조립종사자 Class Ⅲ Class Ⅱ Class Ⅳ 임시및일용근로자 단순노무종사자 Class Ⅵ Class Ⅵ 무직 Class Ⅵ 자료 : 윤태호등 (2000) 의연구에서인용 기타 3) 가구소득지표 1998년도국민건강 영양조사 에서는가구소득을 댁의월간평균소득은대략얼마입니까? 라는질문에월가구소득을보고하는방식으로조사하였다. 이와같이조사된가구소득에대하여가구원수를보정한등가소득 (equivalent income) 을산출하기위하여가구균등화지수 ( 등가탄력성, equivalence scale) 를적용하였다. 가구원수를감안하지않은가구소득을그대로사용할때의문제점에대하여논의가있어왔기때문이다 (Judge, 1995). 주1) 이연구에서는 OECD 주 1) 외국의경우, 가구소득을가구원수의 0.36 승으로나누어준다든지 (Mackenbach et al., 1997), 가구의구성 ( 자녀수 ) 을감안하기위하여가구내성인수와자녀수의 ½ 을더한값 ( 성인수 + 자녀수 0.5) 의제곱근으로가구소득을나눠주는방식 (Gravelle & Sutton, 2003) 등이활용되고있다. 물론이러한방식들은각사회마다다르게적용될수있다. 우리나라의경우, 아동에대한교육및의료서비스가사회적으로제공되지않고, 이들서비스이용에따른가계지출규모가크다는점을전제할때, 주로서구유럽에서사용하고있는가구균등화지수결정방식인성인수 + 자녀수 0.5 에 0.5 승을취하는방식은우리나라에서타당하지않을것으로보았다. 우리나라에서가구균등화지수를어떻게할것인가에대해서는몇차례의연구가있다 ( 안창수등, 1989; 박순일등, 1994; 김진욱, 1996),

52 서론 53 국가간비교에서사용하는 0.5를가구균등화지수로삼아, 가구소득을가구원수의 0.5승으로나눴다. 우리나라의다른연구에서도가구균등화지수를 0.5로삼고있다 ( 박찬용등, 1999; 정진호등, 2002). 즉, 이연구에서가구원수보정월가구소득은다음과같이계산된다. 가구원수보정월가구소득 = 월가구소득가구원수 0.5 이렇게계산된가구소득을 5분위와 4분위로나눈후, 가장높은소득등급을기준으로하여사망률불평등의크기를산출하였다. 한편, 가구원수를보정하지않은가구소득에서의사망률불평등을보기위하여 50만원단위로가구소득을나눈후, 월 250만원이상을기준이되는최고소득구간으로하여, 하위소득구간에서의사망률의상대비를제시하였다. 4) 기타사회경제적위치지표교육, 직업, 소득과같은지표이외에도이연구에서는자기평가생활수준 (self-reported living standard) 과의료보장종류를사회경제적위치지표로삼아사망률불평등을밝혔다. 자기평가생활수준의경우, 국민건강 영양조사 에서 댁의생활수준은어느정도라고생각하십니까? 라는질문에답하는방식으로평가하였다. 그런데 아주잘사는편 과 잘사는편 이라고응답한경우가적어각각 0.08%(5명 ), 1.88%(120명 ) 로이들을합한경우와이들과함께 보통 이라고응답한경우를합하여기준군으로삼아사망률에서의불평등을밝혔다. 1998년도국민건강 영양조사 에서의료보장종류는공교보험, 직장보험, 지역보험, 의료보호와미가입으로구분되어있는데, 공교보험을기준으로한경우, 공교 직장 지역보험을합하여기준으로한경우로나누어사망률위험에서의차이를밝혔다.

53 54 라. 분석방법 본연구에서사용한분석방법을개괄적으로제시하면 < 표 1-2> 와같다. 구체적인분석방법은각장에서세부적으로제시하였다. 표 1-2 연구내용에따른분석방법 ( 개요 ) 연구내용연구자료분석방법 1) 사망수준의사회계층별차이와영향요인분석 2) 유병수준의사회계층별차이와영향요인분석 3) 건강행태의사회계층간변화추이분석 4) 지역 ( 동수준 ) 간건강행태의차이분석 5) 의료이용의사회계층별차이분석 년국민건강 영양조사 ~2003 년통계청사망자료 년국민건강 영양조사 년국민건강 영양조사 년센서스인구 - 5 년 Follow-up 자료분석 Cox's proportional hazard model 을통한상대위험비산출 년, 2001 년직접표준화법을통한연령표준화 prevalence rate 산출 - Multiful logistic regression , 1992, 1995, 1999, 연령군별변화추이 (1989~2003년) 년 5개년도사회통계조사원 Multiful logistic regression 분석, 자료 - 상대불평등지수 (RII) 산출 년센서스인구 년서울시민보건지표조사 - 서울시 500 개동의지역수준지표 ( 격리지수, 입지계수 ) 년국민건강 영양조사 주 : 1)~3), 5) 는 SAS 8.2 version 으로분석 4) 는 GLMM 프로시저분석 (GenStat 6th edition) - Multilevel logistic analysis - Multiful logistic regression - Multiful regression analysis (GLM) 마. 차상위계층을포함한저소득층의의료요구파악 2004년 2월에실시된 의료급여제도개선을위한실태조사 자료일부를활용하였다.

54 서론 용어의정의가. 사회계층사회경제적건강불평등과건강의불평등과관련된연구에서 사회계층 은 사회경제적수준 (socioeconomic status: SES) 이라는용어보다넓은개념으로 사회경제적위치 또는 사회경제적지위 (socioeconomic position: SEP) 와동의어로사용된다. 사회경제적지위는소득, 주택소유여부등물질적부를나타내는측정치 (resource-based measures) 와함께, 직업에서의서열, 교육수준에따른서열과같이사회적위치를바탕으로한측정치 (prestige-based measures) 가있을수있는데, socioeconomic status는주로후자를지칭한다 (Krieger et al., 1997; Krieger, 2001). 사회경제적지위 (SEP) 는고정된사회적위치가아니라사회관계를포함하는유동적이고집합적개념이라고할수있다. 본연구에서 사회계층 은건강의불평등과관련되어특정개인이사회경제적으로처해있는상황과관련하여 사회경제적특성을달리하는인구집단 이라는의미로사용하였으며, 이분야의연구가많이이루어져온유럽및미국에서사회계층을분류하는대표적인객관적인지표로이용하여온교육수준, 가구소득수준, 직업계층 ( 직업종류및고용상태 ) 을사용하여 사회경제적지위혹은위치 (socioeconomic status) 와동일어로사용하였다. 영국등에서는사회계층의서열로서의계급 (social class) 으로분류하기도하나본연구에서는보건의료부문에서자원과생활수준및생활양식을공유하는있는사회구성원의사회적지위라는의미로주관적인계층의식보다는객관적인사회계층을사용하여건강수준과건강행태의차이를분석하였다 ( 김경동, 1986). 우리나라에서는사회계층을결정하는객관적인요인은직업, 소득, 교육으로알려져있다 (Yoon et al., 1996). 우리나라에서사회계층과그에따른계층의식을결정하는요인의영향력에대해서는연구마다차이가있어교육>소득>직업 (Yoon et al., 1996), 소득>직업>교육 ( 장상수, 1996), 소득>교육>직업 ( 김경동외, 1983) 등으로제시되고있다.

55 56 나. 건강수준의형평성건강수준의형평성은제반경제사회적변수에의해정의된계층간건강수준관련지표들의차이와분포를의미한다. 모든이들에게건강을! 이라는 1978년알마아타선언은전반적인건강수준의향상은물론건강의불평등을감소시키고자하는의미를포함하고있다. 건강에서의불형평성 (inequity) 이란건강수준이 같지않다 (inequality, 不平等 ) 는사실을넘어서그러한차이가회피가능하며불공정하다는것 (unavoidable, unfair inequality) 을의미하는가치 (value) 지향적개념이다 (Whitehead 1992). 국제형평성학회가정의한 건강에서의형평성 (equity in health) 이란사회적, 경제적, 인구학적, 혹은지역적으로구분된인구집단사이에구조적이고교정가능한차이가없다는것을의미한다 (Macinko & Starfield 2001). 다. 건강수준지표사회경제적계층간건강의불평등을다룬연구에서건강수준의측정지표로국제적으로사용되고있는변수는다음과같이사망과함께질병에대한 4가지변수가통용되고있다 (Stronks et al., 1997; Cavelaara et al., 1998). 사망 (death) 주관적건강수준 (perceived general health status, self-rated health) 만성질환보유 (chronic conditions) 장기적장애 (long-term disabilities) 장기적건강문제보유 (long-standing health problems) 최근에는질병부담에대한사회적관심이높아지면서건강여명, 활동제한이없는건강여명 (DFLE) 등도삶의질적측면까지고려한건강지표로사용되고있다. 이들지표중본연구에서는건강수준을나타내는지표로 1 사망, 2 만성질환유병, 즉, 만성질환의보유여부, 3 주관적건강수준의세가지지표를사용하였다.

56 제 2 장건강불평등에관한이론적고찰 제 1 절건강수준의사회경제적불평등기전에대한기초이론 산업혁명이후산업화된사회에서최근몇십년동안사망률이저하되었음에도불구하고사회계층간의건강불평등은보다그차이가넓어지고심화되고있는것으로나타나고있다 (Randall, 2001). 1987년이후영국에서직업에근거한사회계층과사망과의관계가보고되었고 (OPCS, 1986), 1980년 Black Report 이후영국에서는건강불평등문제에대한관심이증가되었으며, 국가나지역의건강수준을향상시키기위해서는계층간, 지역간건강불평등의증가를감소시키는것이중요하다는점이인식되면서이문제에대한유럽국가들과미국에서의관심도증가되었다 (Siegrist, 1984; Valkonen, 1993; Drever et al., 1997). 미국의연구에서도사회경제적계층간의사망률의차이는 1960년대에비해 1980년대에더커진것으로나타났다 (Pappas et al., 1993). 그밖의여러유럽국가에서도건강불평등에대한연구결과그차이가심화되고있음을제시하고있다 (Mackenbach et al., 1997; Kunst et al., 1998). 이러한현상은상위계층에서최근사망율의감소가큰폭으로이루어졌으나하위계층에서의사망률감소폭은적었던것이원인의하나로보고있다 (Marang-van de Mheen et al., 1998). 건강불평등에대한본격적인연구가이루어진것은 1990년대부터영국과스웨덴, 핀란드, 네덜란드, 미국등에서이루어졌으며, 그후유럽 7개국, 유럽 11 개국의국가간건강불평등의사회계층별비교연구가이루어졌다. 많은추적조사연구에서소득, 교육수준등의사회경제적지표가조기사망, 심혈관질환사망등모든사망과역상관이있음을제시하여왔다 (Marmot et al., 1991; Macintyre, 1997; Stronks et al., 1997; Lahelma et al., 1990; Valkonen et al., 1997; Mackenbach et al., 1997; Cavelaars et al., 1998).

57 58 건강과사회경제적불평등의관계에대해서는사망률불평등문제를제기하고, 그위험요인을가장선구적으로제시한보고서는영국의블랙리포트 (Black Report) 와화이트홀 1차연구이다. 그이후다양한관점들이활발하게제기되면서사회경제적불평등기전에대해서여러모형들이제시되었다. 이러한관점을크게 선택 (selection) 과인과 (causation) 관점, 특정결정요인관점, 생애과정관점 등의 3가지로살펴볼수있으며, 연구자에따라서는이들을종합한통합모형을제시하고있다. 본절에서는우선블랙리포트와화이트홀연구를먼저제시하고, 그이후정립된사회경제적건강불평등에관한주요이론적관점을통해서분석에서고려할건강형평성관련요인들을선정하는데시사점을얻고자하였다. 1. 블랙리포트에서제기한사망률불평등기전사회경제적사망률불평등의기전과관련하여가장중요한역사적문헌은 1977년영국의노동당정부에의해출범한건강불평등워킹그룹보고서, 즉, 블랙리포트라고할수있다. 블랙리포트는 1930년~1932년과 1970년~1972년의사망자료를이용하여사회계층간건강수준의불평등이지속되고있음을확인하였다. 하지만, 사회경제적건강불평등에대한근거들은블랙리포트이전에도여러연구에서밝혀져있었다. 그러한상황에서당시블랙리포트의일차적인목적은, 1948년부터전국민에게무상의국가보건의료서비스가제공되었음에도왜건강불평등은지속되고있는지의원인을파악하는것이었다 (Townsend et al., 1992; Macintyre, 1997). 즉, 블랙리포트는 1948년이후 30년간국가보건의료서비스 (National Health Services) 제도를실시하였음에도직업계층간사망률불평등이해소되지않았음을지적하기도하였지만, 역사적, 학술적측면에서의더큰의의는사회경제적건강불평등의설명틀 (mechanism, pathway) 를제시하였다는점이다 (Titmuss, 1943; Morris & Heady, 1955).

58 건강불평등에관한이론적고찰 59 표 2-1 블랙리포트의사회경제적건강불평등설명방식 설명방식 인조설 (Artefact) 자연 / 사회선택 (Natural/Social selection) 문화적 / 행태적요인 (Cutulal/behavioral) 물질적 / 구조적요인 (Material/structural) 자료 : Macintyre(1997) 단정적설명방식 (Hard version) 실제로는사회계층과건강수준간에는관련성이없다. 보고된관련성은완전히측정오류때문에생긴것이다. 건강이사회계층을결정하므로, 개인차로사회계층별건강불평등을모두설명할수있다. 그러므로사회계층별건강수준의차이는윤리적으로정당하다. 개인에의하여자유롭게선택된불건강행태가사회경제적건강불평등을만든다. 사회계층의결정에관련되는물질적조건이사회경제적건강불평등의완전한설명방식이다. 융통성있는설명방식 (Soft version) 관찰된사회계층별건강수준불평등의크기는사회계층과건강수준의측정방식에따라달라질수있다. 건강은사회계층을결정하는데에부분적으로기여하고, 관찰된불평등의크기의일부를설명할수있다. 불건강행태는사회계층별로달리분포하고, 이들이결과적으로관찰된건강불평등크기의일부를설명할수있다. 물질적, 사회심리적요인이사회계층별로달리분포하고, 이들이결과적으로관찰된건강불평등크기의일부를설명할수있다. 블랙리포트는사회경제적건강불평등의설명틀로서 ⑴ 인조 ( 人造, artifact), ⑵ 선택 (selection), ⑶ 문화적 / 행태적요인 (cultural/behavioral factors), ⑷ 물질적 / 구조적조건 (materialist/structuralist) 을제시하였다. 블랙리포트에서제시한이러한네가지설명방식의논리적 / 역사적배경과이들의타당성에대해서는그이후영국을중심으로많은검토가있어왔다 (Blane, 1985; Morris, 1990; Davey Smith et al., 1990a; Blane et al., 1993; Davey Smith et al., 1994; Macintyre, 1997; Blane et al., 1997). 이들중블랙리포트의설명틀에대하여보다체계적으로접근하여분석한주목할만한연구는 Macintyre(1997) 의연구이다. Macintyre는앞서언급한블랙리포트의네가지설명방식에는단정적설명방식 (hard version) 과융통성있는설명방식 (soft version)

59 60 이있다는점을지적하였다 ( 표 2-1 참조 ). 인조설이제기된일차적인원인은영국의사회계층별사망률불평등의보고방식과관련이있다. 영국에서는 T. H. C. Stevensen의사회계층분류방식에따라, 센서스자료에서의사회계층과사망자료에서의사회계층을연계한사회계층별사망률자료를발표하여왔다. 블랙리포트에사용된사회계층별사망률불평등의자료또한 1970~1972년사이의자료이었는데, 사망률계산에있어서분모는센서스자료에서가져오고, 분자는사망등록자료에서가져온후사회계층별로나눠사망률을계산하는방식을취하였다. 이러한방식의문제점은센서스자료나사망자료에서의정보가부정확하거나체계적으로오류가있는경우, 실제로는존재하지않는사망률불평등을인위적으로만들어낼가능성 ( 즉, 人造의가능성 ) 이존재한다는점이었다. 이를흔히분자 / 분모비뚤림 (numerator/denominator bias) 이라고표현한다. 예를들어, 사망등록자료에서의직업계층이낮게보고되는특성이있다면, 실제로는직업계층에따른사망률불평등이없거나낮더라도, 사망률불평등이존재하거나크게보고될가능성이있다. 특히, 블랙리포트에서는영국에서의사회계층별사망률불평등이 1930 년~1932년에비하여 1970~1972년에와서확대되고있다는점과관련하여인조설이대두되었는데, 영국의경우가장낮은사회계층 (Ⅴ) 의절대적숫자가감소해왔다는점때문이었다. 즉, 낮은사회계층의비율이상대적으로급격히줄면, 이에따라사회계층별사망률차이의폭은커질수밖에없다는지적이다. 물론블랙리포트에서는실증자료를통하여실제로가장낮은사회계층 (Ⅴ) 이그리많이줄지않고있다는점과사회계층을합하여 (Class Ⅴ를 Class Ⅳ와합쳐 ) 분석하여도결과는동일하게나온다고반박하였다. 이러한인조설에는단정적설명방식과융통성있는설명방식이있다. 단정적설명방식은사회계층별사망률불평등이앞의설명에서처럼측정오류때문에생긴것이라는입장으로, 실제로는사회계층과사망률간에는관련성이없다는시각이다. 하지만, 융통성있는설명방식은영국의직업계층별사망률불평등계산방식이갖는기본적인한계를인정하여, 관찰된사회계층별사망률불평등의크기는분자 / 분모의측정오류에의하여부분적인변화가불가피하다는입

60 건강불평등에관한이론적고찰 61 장이다. 블랙리포트에서는인조설의융통성있는설명방식을받아들였다 (Macintyre, 1997). 사회경제적건강불평등에대한 선택설 은유전론자나우생학자들의주장과맥락을같이한다 (Macintyre, 1997). 인간들은자신이갖고있는육체적건강수준에따라사회경제적위치가자연선택되었기때문에, 보다우열한개체가보다나은사회계층을보유하는것은당연하다는입장이다. 사회계층이건강수준을결정하는것이아니라건강이사회계층을결정하므로, 개인차로설명되는사회계층별건강수준의차이는윤리적으로정당하다는시각이다. 하지만, 이와같은단정적인설명방식과함께불건강상태가결과적으로낮은사회계층으로의사회이동 (social mobility) 을일으킴으로써관찰된불평등의크기의일부를설명할수있다는융통성있는설명방식도있다. 이때, 당초의불건강상태또한사회경제적으로결정된다는시각이중요하다. 블랙리포트에서는선택설의융통성있는설명방식을받아들였다 (Macintyre, 1997). 문화적 / 행태적요인 또한단정적설명방식과융통성있는설명방식이있다. 불건강행태는자유로운개인의의사에의하여결정되고이로인한사회경제적건강불평등은윤리적인문제가없다는입장이단정적설명방식에속한다. 하지만건강위해행태는사회계층별로달리분포하고, 이들이결과적으로관찰된건강불평등크기의일부를설명할수있다는시각은융통성있는설명방식이라고할수있는데, 블랙리포트는이입장을받아들였다 (Macintyre, 1997). 사회경제적사망률불평등의원인과관련하여흡연의배경에는사회계층이라는보다근본적인원인이있다고함으로써, 근인과근본원인을분리하고, 흡연은근인이기는하지만, 근본원인은아니라고하여, 흡연또한사회경제적요인의영향속에서파악되어야한다는점을지적하였다 (Townsend et al., 1992). 물질적 / 구조적요인 은블랙리포트가가장강조한설명방식이다. 이에는단정적설명방식과융통성있는설명방식이있는데, 블랙리포트는이두가지를모두수용하였다 (Macintyre, 1997). 단정적설명방식은사회계층의결정에관련되는물질적조건이사회경제적건강불평등의완전한설명방식이다는시각이고, 융통성있는설명방식은물질적, 사회심리적요인이사회계층별로달리분

61 62 포하고, 이들이결과적으로관찰된건강불평등크기의일부를설명할수있다는입장이다. 블랙리포트에서주장한사망률불평등에서의인조설의역할이과소평가되었다는주장이제기되기도하였다 (Bloor et al., 1987). 이런주장의근원은앞서언급하였듯이사망률불평등에있어서각개인의사망여부가추적관찰되지못한자료를사용하기때문이다. 실제로블랙리포트의발간이후추적조사자료를이용한사망률불평등연구가진행되어 (Fox et al., 1985; Goldblatt, 1989) 인조설의반박근거로활용되었다. 센서스자료와사망자료를이용한우리나라의여러연구들 (Kim, 1990; Son, 2001; Son et al., 2002; Khang et al., 2004a) 또한인조설 ( 분자 / 분모비뚤림 ) 의가능성을피하기어렵다. 이러한인조설을반박할수있는방법으로크게두가지를생각할수있다. 가장좋은방법은추적조사자료를이용한사회경제적사망률불평등을증명하는것인데, 송윤미 (1998), Song & Byeon(2000), 이무송등 (2003), 강영호 (2004) 의연구들이그것이다. 다른방법은사망률계산에사용되는센서스와사망자료의각종지표에서의신뢰도 (reliability) 를보이는방법이다. 즉, 성, 연령, 직업, 교육수준과같이사망률계산에사용되는지표에서의신뢰도가높거나, 또는사망률불평등을크게하는방향으로신뢰도의문제가크지않다면, 센서스와사망자료에서의사회경제적위치지표를활용한사망률불평등자료를신뢰할수있게된다. 사회경제적요인이건강에영향을미치는것이아니라, 건강이사회경제적조건을결정한다는 선택설 은역인과설 (reverse causation) 로도불린다. 단정적선택설 ( 또는자연선택 ) 은연구자들에의해거의인정되고있지않지만, 유보적선택설 ( 또는사회선택 ) 은지속적으로연구자들의관심이되어왔다 (Illsley, 1955; West, 1991; Heller et al., 2002). 특히사회이동에대한연구는여전히중요한연구과제가되고있다. 물론이와같은선택설 ( 사회선택 ) 이건강불평등의생성에부분적으로기여하고있는것으로평가되고있지만, 그크기는관찰되고있는사회경제적건강불평등의일부분만을설명한다는생각이일반적이다 (Davey Smith et al., 1990a; Blane et al., 1993; Davey Smith et al., 1994;

62 건강불평등에관한이론적고찰 63 Macintyre, 1997; Blane et al., 1997). 선택설을반박하기위해서는건강수준에영향을받지않는고정된사회경제적위치지표를이용한연구를수행할수있다. 예를들어, 교육수준별사망률의차이는일반적으로선택설에대한비판으로많이사용되는데, 그이유는교육수준은일정연령이후에는고정되고, 건강악화에따라교육수준이저하되는일은없기때문이다 (Lynch & Kaplan, 2000). 하지만, 학동기의건강문제로상급학교에진학을못하고, 동시에그건강문제로조기사망에이르렀을경우라면 ( 즉, 학동기의건강상태가성인기의사회경제적위치와성인기건강의공통원인이라면 ), 선택설의기여도를배제할수없다. 선택설을반박하는연구로는 Wolfson 등 (1993) 의연구가중요하다. 이연구에서는 65세에은퇴한 546,759명의남성캐나다연금보험수혜자들을대상으로하여, 은퇴이전 20년간의수입수준에따라소득계층을나누고이후 10년간 (74세까지) 추적하여소득계층간사망률불평등을확인하였다. 65세까지직장을갖고있던남성들을연구대상자로하였기때문에, 건강문제로조기은퇴를한사람 ( 사회경제적위치결정에서의건강의역할이줄게된다 ) 들이제외될수있고, 은퇴이전장기간의평균소득을사회경제적위치지표로삼았기때문에일시적인건강상의문제로인한소득저하의문제를최소화할수있었다. 또한 10년이라는기간동안지속적으로관찰되는사망률불평등을확인하였기때문에, 선택설에대한유력한반론근거로사용되고있다. 2. 사회경제적건강불평등요인 : 1차화이트홀연구 (First Whitehall Study) 의심혈관계위험요인사회경제적사망률불평등에대한위험요인의역할을다룬가장선구적인연구는영국의 1차화이트홀연구이다. 1967년에시작된화이트홀연구는관상동맥질환의원인을밝히기위하여 18,403명의 40~64세남성공무원들을대상으로한연구인데, 이들대상자들의사망여부와사망원인을 7.5년추적하여직업계층간관상동맥질환사망률의차이를밝혔다 (Geoffrey Rose & Michael Marmot, 1981).

63 64 연구결과공무원중에서최상층인행정관리직 (administrative) 을기준으로할때, 관상동맥질환사망위험은전문직 (professional) 이 2.1배, 사무직 (clerical) 이 3.2 배, 가장낮은계층이라고할수있는기타직군 (other) 이 4배높은것으로나타났다. 연구당시까지관상동맥질환의위험요인으로알려진위험요인들, 즉, 흡연력, 수축기혈압, 혈중콜레스테롤, 과체중, 혈당을보정한후, 이들상대비는각각 1.8, 2.3, 2.6으로감소하였다. 각각 27%, 41%, 47% 가알려진위험요인으로설명된반면, 50% 가넘는부분이설명되지않고남아있는것으로나타났다 (Rose & Marmot, 1981). 1차화이트홀연구결과는여러가지측면에서빈곤과건강에대한기존의관념, 즉, 물질적조건의박탈또는절대적빈곤이건강에영향을미친다는기존의논의를바꿔놓은것이었다. 우선화이트홀연구의대상자들은모두직업을갖고있었고, 영국의무상의료서비스를제공받고있었다. 그러므로연구대상자어느누구도절대적빈곤과물질적박탈속에생활하고있다고생각되지않는데도, 사망률의차이, 특히계단형의관상동맥질환사망률불평등이나타난것이다. 그리고이러한불평등은기존에알려진위험요인으로는설명되지않는것이었다. 그렇다면계단형의관상동맥질환사망률불평등을일으키는계단형분포의위험요인이존재할것이라는판단을할수있게된것이다. 이러한결론은이후 2차화이트홀연구의큰동기가되었다. 1차화이트홀연구와같이사회경제적건강불평등에대한기존에알려져있는위험요인의역할을규명하기위한연구는이후에도여러나라의코호트자료를이용하여연구가이루어졌다 (Otten et al., 1990; Pekkanen et al., 1995; Lynch et al., 1996; Engstrom et al., 2000; Chang et al., 2002; Woodward et al., 2003). 1차화이트홀연구에서의사망여부와사망원인을 25년간추적한연구들도발표되었는데, 사회경제적사망률불평등은지속되고있으며 (Marmot & Shipley, 1996), 여전히기존에알려진위험요인들로는직업계층에따른사망률불평등을 ⅓ 정도만설명하는것으로나타났다 (van Rossum et al., 2000).

64 건강불평등에관한이론적고찰 사회경제적건강불평등기전에대한 3가지관점가. 사회경제적건강불평등에대한선택과인과관점이관점은블랙리포트에서이미제기된선택관점 (Natural/Social selection) 으로건강수준이사회경제적지위를결정한다는관점이다. 즉, 건강한사람이보다나은사회경제적관련요인들을선택할수있다는점을강조한다. 개인의생애가운데사회계층의이동이있는경우건강하지못한사람은상승이동이어렵고오히려더욱하락되기쉬우며, 따라서질병의유무는개인의사회경제적위치를결정하는데영향을미치며, 건강하지못한상태는낮은사회경제적지위로귀결된다. 건강여부의선택에따라사회경제적지위가달라질수있다는점에대해서는논쟁의여지가없지만단순한건강여부만으로는사회경제적요인들에미치는영향을명확하게설명하지못하다는단점이있다. 또한건강하다고하여언제나사회적지위의상승으로이어지지는않는다. 일반적으로사회적지위가낮아지는사람은같은계층의다른사람보다나쁜건강을가지고있는것이사실이지만, 건강하다고해서지위가상승하는것은아니기때문이다. 따라서최근에는간접적인선택 (indirect selection) 이보다주목을받고있다. 간접적인선택에서는건강자체에의선택에서머무르는것이아니라건강을결정하는요소들을어떻게선택하느냐에따라건강여부가결정되며, 나아가사회경제적지위도바뀐다는점을강조한다. 나. 사회경제적건강불평등에대한특정결정요인관점건강한시기와건강상의문제가발생하고난이후를장기간추적조사한연구들에서사회경제적지위가낮은집단들이높은집단들에비해서건강문제를심화시키는고위험요인을많이가지고있음이측정되었다. 따라서건강수준과사회경제적불평등의사이에는직접적인 선택 보다는간접적인매개요인들이있다는것이다. 이들요인들을통해사회경제적불평등은건강수준에간접적인

65 66 영향을미치게되며, 사회경제적집단들의건강문제는계층별로분포된특정한건강관련요소들에의하여나타난다. 1) 물질적요인블랙리포트에서건강불평등의가장중요한기전으로파악한요인으로저소득이나물질적환경에의차이가사회경제적불평등은물론집단의건강수준에도영향을미친다는것은의심의여지가없다. 물론건강에영향을미치는저소득의기전이나, 저소득을있게하는중요한경로가무엇인지에대해서는아직까지분명하지못한점이있긴하지만가구소득수준, 주택또는차량의소유여부, 거주지역의박탈수준등은건강하지못한상태에대하여노출의수준을높이는요인이된다. 2) 건강행태요인사회경제적건강불평등에대한건강행태의영향에대해서도많은연구가진행되어왔다. 흡연, 영양, 음주, 운동등건강관련행태들은건강수준을결정하는중요한 근접요인 이다. 예를들어사회경제적지위가낮은집단에서흡연율이나과도한음주율이높다거나신선한과일과채소섭취가낮다거나여가시간및운동시간이적다거나하는것들이다. 건강행태들은일반적으로사회계층간차이를보이는것으로알려져왔기때문에 ( 낮은사회계층에서불건강행태를보인다 ) 사회경제적건강불평등에미치는건강행태의영향력은중요한연구주제가될수있다. 물론일부예외적인연구결과도있지만, 대부분연구들의대체적인결론은사회경제적건강불평등에대한건강행태의영향력이그리크지않다는점이다. Lantz 등 (1998) 은 3,617명의미국성인남녀 ( 미국대표표본 ) 를대상으로하여국가사망지표 (National Death Index) 를이용하여사망여부를 7.5년간추적, 소득계층별사망률불평등과건강행태의기여도를제시하였다. Lantz 등 (1998) 은, 사회경제적건강행태의차이는사망률불평등의작은부분만을설명하기때문

66 건강불평등에관한이론적고찰 67 에, 개인의행태에만초점을둔공중보건정책은사망률에있어서의사회경제적불평등을줄이는데제한적인효과만을가질것이다 라고주장하였다. 즉, 성, 연령, 인종, 거주지의도시화정도, 교육수준주2) 을보정한후, 소득계층별사망위험의상대비를구한결과연간가구소득이 3만달러이상인계층에비하여연간가구소득이 1만달러이상 3만달러미만인계층의사망위험은 2.34배높고, 연간가구소득이 1만달러미만인계층의사망위험은 3.22배높은것으로나타났다. 한편, 흡연, 음주, 체질량지수, 육체적활동량과같은 4가지의주요건강행태지표를보정한결과, 사망위험의상대비는각각 2.14와 2.77로감소하였다. 즉, 전체사망률상대비차이의 9% 와 14% 만을건강행태가설명한것이다. 3) 사회심리적요인 최근사회심리적요인들이주목받고있는원인은건강관련행태나물질적요인만으로는사망또는질병을완전히설명하고있지못하다는데에있다. 낮은사회경제적지위를가지고있는사람들이사회심리적인스트레스를보다많이받을뿐만아니라이를해결할사회적지지가약하여건강하지못한상태가되는경우가많다. 1차화이트홀의연구결과들은물질적요인의가능성을상당부분부정하는것으로보였다. 물질적빈곤상태에놓여있지않은공무원 ( 그들은모두무상의의료서비스를제공받고있었다 ) 이라는연구대상에서 계단형 의사회경제적사망불평등이발견되었다. 그결과건강수준 ( 특히심혈관계질환 ) 에서의사회경제적불평등의설명방법으로새롭게떠오른요인이사회심리적요인이다. 왜냐하면, 사회의위계적질서로인한위계를반영하는사회심리적요인또한계단형의분포를보일것으로기대되었기때문이다. 영국의 2차화이트홀연구는관상동맥질환발생에사회심리적요인이어떠한역할을하는지에초점이두어졌다. Marmot 등 (1997) 은 10,314명의남녀영국공 주 2) Lantz 등 (1998) 의연구에서교육수준을보정한것에대한비판도있다 (Davey Smith, 1998). 교육수준은일반적으로어릴적의폭로를반영하며, 사망원인에따라각사회경제적위치지표 ( 교육수준, 직업, 소득 ) 와의관련성의크기가달라진다 (Davey Smith et al., 1998).

67 68 무원들을대상으로한연구를통하여직무통제지표가관상동맥질환발생률에서의직업계층간불평등을상당부분설명한다는사실을밝혔다. 주3) 그와동시에관상동맥질환의위험요인으로알려져왔던임상적위험요인이나건강행태, 키 ( 어릴적의폭로를반영한다 ) 등과같은요인의역할이그리크지않다는점도지적하였다. 즉, 사회경제적건강불평등의기전으로사회심리적요인의역할이매우중요하다는점을지적한것이다. 하지만, Davey Smith와 Harding(1997) 은낮은직무통제는낮은직업계층의동의어라는점을지적하고동일한의미를갖는변수 ( 직무통제 ) 를모형에넣은경우, 당초의사회계층 ( 직업계층 ) 별불평등의효과를모두설명하게된다는점을지적하였다. 또한직업을갖고있지않는사람들에게서도관상동맥질환사망률에서의사회경제적불평등이나타난다는점을들어, 직무통제지표가사회경제적건강불평등의설명방식으로합당치않다고주장하였다 (Davey Smith & Harding, 1997). 사회경제적건강불평등의설명방식으로사회심리적요인의중요성은여러연구자들에의해제기된바있고 (Adler & Ostrobe, 1999; Marmot & Wilkinson, 2001), 우리나라에서도건강에대한심리사회학적요인의영향을다룬연구들은최근증가하고있다 ( 주영수등, 1998; 김대희, 2002; 장세진등, 2002; 김창훈등, 2003; 임민경등, 2003; 이은현등, 2003; 고상백등, 2003; 오경재등, 2003). 특히 Robert Karasek의직무긴장모형 (job strain model: demand control model) 과 Johannes Siegrist 등의노력보상불일치모형 (effort-reward imbalance) 은대표적인직무관련사회심리적접근법으로써많은연구가이루어지고있다. 이처럼사회심리적요인에대한관심의증가에도불구하고, 여전히이분야의연구에대한방법론적, 정책적비판이많은것도현실이다. 사회심리적요인이기질적인질병을일으킬수있다는주장 (William & Schneiderman, 2002) 에대하여, New England Journal of Medicine 전임편집장들은과학적근거가여전히부족하다는점을지적하였고 (Relman & Angell, 2002), 사회심리적요인에의한설명방식은 주 3) 이연구는 1 차화이트홀연구와달리남녀모두를대상으로하였고결과변수로관상동맥질환사망이아닌관상동맥질환발생을삼았다는점에서큰장점을가진연구이다.

68 건강불평등에관한이론적고찰 69 피해자비난 (victim blaming) 의가능성이존재한다는점이주장되었다 (Lynch et al., 2000; Pearce & Davey Smith, 2003). 사회심리적요인의설명방식의근거로사용되어온영장류동물에서의심리적요인 ( 위계, 스트레스등 ) 에대한연구결과들은, 선택적으로자료가이용되었고, 결과적으로근거가불충분하다는연구결과도제시되었다 (Petticrew & Davey Smith, 2003). 심리적스트레스를가진사람들이보다잘심혈관계질환을호소하는경우가많기때문에주관적인결과지표를사용할경우에는심리적요인과심혈관계질환의관련성이뚜렷하지만, 보다객관적인결과지표를사용하면이러한관련성이뚜렷하지않게된다는연구들도있다 (Macleod et al., 2002a, 2002b; Metcalfe et al., 2003). 다. 사회경제적건강불평등에대한생애적관점그동안건강수준과사회경제적불평등의관련성을설명하는연구들에서는 시간 의중요성이간과되어온면이있다. 사회경제적건강불평등에대한생애적관점은건강이성인기이후의폭로뿐만아니라태아기, 아동기, 청소년기, 성인기, 노년기의전생애에걸친다양한사회경제적요인의폭로에의하여건강불평등이양산된다는점을강조하고, 사회적지위와건강상태의동시변화 (co-evolution) 를일련의생애에걸친과정속에서본다 (Kuh & Ben-Shlomo, 1997; Keating & Hertzman, 1999; Aboderin et al., 2002; Kuh & Hardy, 2002). 건강현상과건강불평등을설명하는데에있어서단면적인접근법을경계하고시간적인요소를중시한다 (Leon, 2001). 대부분의만성질환은위험요인에오랫동안노출되어발생하는경우가많으며, 때로그노출이일생동안인경우도있다. 사회경제적지위가변화하는경우도있지만유년기의사회경제적지위는대부분성인기의사회경제적지위와이어진다. 이것은생애중특정시기에만사회경제적지위가낮은상태의위험에노출되는것이아니라일생동안위험요인에노출되는것을의미한다. 또한많은건강관련행태들이유년기나청소년기에형성된다는점을생각해볼때, 낮은사회경제적지위로인한건강에서의취약성이계속하여반복되는것을의미한다. 위험요인은한시점뿐만아니라한개인의생애에걸쳐누적적인영향을

69 70 주거나여러시점간의폭로가교호작용을일으킴으로써최종적으로사회경제적건강불평등을양산하고있다는설명이다. 이러한설명방법에서는기본적인물질적조건이충족된사회에서도건강불평등이지속되고있는이유와사회계층간계단형의건강불평등이관찰되는현상들을모두설명할수있다. 물론건강문제의성격에따라아동기의위험요인의효과가달라질것이다. 예를들어뇌혈관질환이나위암과같은질병은아동기의폭로가중요할것이지만, 허혈성심질환은아동기와성인기의폭로가같이중요하다는연구들이그것이다 (Leon & Davey Smith, 2000; Leon, 2001). 최근큰주목을받고있는태아기건강결정설 (fetal programming hypothesis, Barker's hypothesis)(barker, 1998; Barker, 2001) 또한생애적접근법을주장하는연구자들에의하여그가치가적극적으로검토되고있다 (Kuh & Ben-Shlomo, 1997). 생애적접근법은타당한논리적근거들을많이갖고있지만현실적으로는연구가어렵다. 가장큰이유는생애적접근법을연구할만한자료가극히부족하기때문이다 (Kuh & Ben-Shlomo, 1997). 하지만최근들어서구선진국들을중심으로이러한자료를구축하기위한시도들이활발해지고있다. 예를들어, 덴마크의경우국가출생코호트를구축하기시작하여 2000년 8월현재 6만명의임산부를대상으로하여각종정보 ( 설문정보, 혈액등 ) 를구축해나가고있으며 (Olsen et al., 2001), 미국에서도 10만명의임산부와태아를향후 20년간추적한다는목표로국가출생코호트구축을위한계획을진행하고있다 (Eaton, 2002). 생애적접근법에있어서신장 (height) 은매우중요한의미를가지는데, 신장은유전적영향도있지만, 아동기의영양상태와사회계층을반영하기때문이다. 신장을이용한생애적접근법으로 Kim 등 (2003) 은사지신장이짧은우리나라노인에서노인성및혈관성치매가증가한다는사실을밝혔고, 강영호 (2003d) 는성인기의소득수준과여러위험요인을보정한후에도신장은사망과유의한관련성을갖는다는점을보였다. 특히, 최근 Song 등 (2003) 은공무원교직원의료보험대상자에서신장과원인별사망과의관련성을제시하였다.

70 건강불평등에관한이론적고찰 71 제 2 절건강불평등에서의사회계층지표 1. 교육수준과건강수준 일반적으로교육수준은건강행위나태도, 지식과밀접하게관련되어있고, 소득수준은사망수준을보다잘예측하는것으로파악되고있다 (Lantz et al., 1998; Stronks et al., 1997). 9개구미국가에서 35~64세남자의교육수준과사망과의연관성을 1970~1982년추적조사한연구결과를보면모든국가에서교육수준별로사망수준의차이가상당히있는것으로제시되었다 (Kunst et al., 1994). 특히여러국가의건강불평등수준을비교하는사회경제계층지표로서교육수준은직업에비하여자료수집이객관성있고용이하며지역간국가간비교연구에서도타당성이높은사회계층지표로파악되었다. 특히교육수준은직업변수에비하여직업활동이없는인구가많은여자와건강상의이유로직업활동이어려운사람들은포함하여연구할수있는장점을가지고있다. 또한소득조사자료는수집이어렵다는단점을가지고있어사회경제계층지표로써교육수준은연구접근도가높은변수이다 (Sorlie et al., 1995; Kunst et al., 1994). Winkleby 등 (1992) 은교육수준은소득이나직업보다역학연구에서사회계층을가장일관성있고강력하게측정하는변수로규명하였다. 교육수준은시간과예산이제약되어있는경우신속하게수집할수있고, 취업에관계없이누구에게나해당되며, 성인기이후에는신뢰도와타당도가높은지표로쉽게응답할수있는장점이있다. 또한연속변수로측정할수있다. 그러나교육수준은개개인의여건의변화를반영하지못하며, 연령구성이다른인구집단을비교하는데있어서시대별로교육수준에차이가있기때문에나타나는코호트효과로오류를가져올수있고, 최근에는교육수준이전반적으로높은집단이많아지면서그만큼동질화된인구가많아져서교육계층간의차이가줄어들고있다는단점이있다. 교육수준이건강을예측하는지표로써가치를가지는또한가지중요한이유는학교를졸업하는것자체가어릴적의환경을나타내어경제적으로유리

71 72 한여건에있다는것을나타내며, 교육이건강행위를선택하고문제를해결하는능력에영향을주어질병에대처하도록하며, 주위에서적극적으로사회적 심리적 경제적인지원과자긍심을얻도록하는데도유리하기때문인것으로설명되고있다 (Winkleby et al., 1992). 실제로여성인구에서교육수준은건강수준및건강행위와직선적인역상관관계를보이는것으로나타났으며, 심장질환의위험과낮은교육수준간에는밀접한관련성을가지는것으로밝혀졌다 (Matthews et al., 1989). 핀란드의연구에서도남자, 여자에서모두평균여명, 활동제한이없는평균여명 (DFLE) 은교육수준이높을수록높은것으로나타났다 (Valkonen et al., 1997). 2. 소득수준과건강수준가구소득은저체중아출생, 인지발달, 신장발달, 영유아기사망과성인기사망등여러종류의낮은건강상태와가장밀접한관련성을보이는지표로제시되어왔다 (Duncan, 1996). 네덜란드의 Stronks 등 (1997) 은교육수준이나직업보다는소득이보다고용상태를잘반영하며, 물질적인상태나계층을가장잘표현하는지표로써, 이러한물질적인요인이보다건강에중요한영향을미치기때문에소득수준이건강불평등을보다잘제시한다고하였다. 또한소득과직업의연관성은교육수준과소득의연관성보다강하며, 교육수준은현재의직업과고용상태이전에획득된다는것을제시하였다. 미국의연구에서는사회경제적특성중특히소득차이에따라사망위험도에차이를보였다 (Lantz et al., 1998). 소득수준변수는가구소득을쓰는것이일반적이지만가구내가구원의총수입을가구원수로나눈조정소득수준을사용하기도한다 (Mackenbach et al., 1997). 특히선진국에서는절대적인빈곤도중요하지만상대적인빈곤과결핍, 소득분포의격차, 사회적배제 (social exclusion) 가건강수준에더큰영향을미치는것으로 1980년 Black Report 등에서제시되었다 (Macintyre, 1997; Wilkinson, 1992a; Wilkinson, 1992b).

72 건강불평등에관한이론적고찰 직업계층과건강수준이제까지사망률과질병의유병률에큰차이를보이는사회계층지표로많이사용되어온지표가직업이다. 영국에서국가보건서비스 (NHS) 는국민들의전반적인건강수준을향상시키는것못지않게사회계층간 지역간 성별불평등을줄이는것이사회적정의로인식되어왔다. 이러한배경하에 1913년부터사회계층분류가이루어졌으며, 최근에는사회계층을직종과지위에따라 6개의사회계층으로나누는표준화된분류가인구조사에사용할목적으로개발되었고, 사망증명서에직업기록이의무화되었다. 이계층구분을보면 Ⅰ계층은전문직, Ⅱ계층은중간직 ( 관리자 ), Ⅲ (N) 계층은기술이있는비노무직, Ⅲ(M) 계층은기술이있는노무직, Ⅳ계층은부분적기술노무직, Ⅴ계층은비기술노무직이다. 이들사회계층간에사망수준및건강수준의격차가상당수준존재하고있음이여러연구에서지적되고있다. 영국인구조사통계청에의하면 Ⅴ계층의남성이 65세에달하기전에사망할확률은 Ⅰ계층보다 2배이상높으며, Ⅰ계층에서 Ⅴ계층으로내려갈수록높아지는것으로나타났다 ( 이영찬, 2000에서재인용 ). 유럽지역 11개국의연구에서는노무직근로자가비노무직근로자에비하여사망위험비가 1.3~1.7배높은것으로나타났다 (Machenbach et al., 1997). 직업에서고용상의지위는소득과연관성이높으며, 교육수준이나직업종류보다건강수준을더욱잘예측한다는연구도있다 (Stronks et al., 1997). 한편직업에근간을두고있는이러한영국의사회계층분류가인종이다르거나여자에게는건강과의차이를규명하는데제약이있다는비판도제기되고있다. 직업을이용할경우, 여자의사회경제적위치를어떻게결정할것인가는논란이되고있는연구과제이다 (Koskinen & Martelin, 1994; Sacker et al., 2000). 주4) 주 4) 일반적으로사회학전통에서의사회계층분류는직업분류를통하여이루어지는데, 결혼한여자의경우직업이없는문제점이있다. 직업이있는여자의경우에도사회계층분류가간단하지않은데, 미혼의직업여자의경우해당여자의직업을이용하여사회계층을결정할수있지만, 부부가모두직업을가진경우, 누구의직업을사용할것인가 ( 또는부부가각자의직업을사용할것인가 ) 가논란이다. 통상적으로는가정주부의경우남편의직업을이용하

73 74 특히여자에서는직업을갖지않은전업주부등에대한직업계층분류가적합하지못하다. 그래서영국의 General Household Survey에서는여자의직업을남편의직업으로대체하여분류 (Conventional approach) 하여왔다. 그러나이러한여자의직업분류는다음과같은점에서문제를갖는것으로지적되고있다 (Arber, 1989). 실제본인의직업이있는여자인구를남편직업으로대체하는경우직업상올수있는건강위해가고려되지못한다. 이러한분류는주부와무직을다르게구분하게된다. 남편직업을중심으로보는것은여자의수입을통한물질적충족을고려하지못하게된다. 직업계층에의한건강수준의차이는비경제활동인구인비취업인구, 어린이나은퇴자를고려하지못하게된다. 유럽의여러국가에대한비교연구를실시한 유럽사회경제적건강불평등 Work Group 등의연구에서는 Erikson-Goldhorpe social class 주5) 등다양한직업에서의지위를분류하는방법이사용되어왔다 (Mackenbach et al., 1997; Cavelaars et al., 1998). Whitehall 연구Ⅰ과 Ⅱ에서는연구대상자인시고용공무원의직업적지위를봉급과직업특성에따라 6단계로분류하고있다 (Marmot et al., 1991). 여사회계층을획정하여왔는데, 이를두고지적성차별주의 (intellectual sexism) 이라는비판이있는반면 (Acker, 1973), 한가정내에서로사회계층이다른사람들이공존할수있는가라는문제제기가있다. 이처럼여자에서의사회계층확정과관련한문제는사회학의매우중요한연구과제이다. 주 5) Erikson-Goldhorpe social class 은널리활용되는직업분류방법으로직업을고용상의지위 ( 고용주, 자영자, 피고용자 ) 에따라나눈다. 고용주는다시대규모고용주 (Ⅰ 그룹 ) 와소규모고용주로구분한다 ( 산업부문은 Ⅳa 그룹, 농업부문은 Ⅳc 그룹 ). 자영자는산업 (Ⅳb 그룹 ) 과농업 (Ⅳc 그룹 ) 으로나누며, 피고용자는다시전문기술직과관리직인경우는고위직 (Ⅰ 그룹 ) 과하위직 (Ⅱ 그룹 ) 으로나누며, 중간성격의근로자는직업의유형 (non-manual/manual) 에따라고위직비기능근로자 (Ⅲa 그룹 ) 와하위직비기능근로자 (Ⅲb 그룹 ) 로, 기능근로자 (Ⅴ 그룹 ) 로나누고, 노동계약조건에따라 skilled(Ⅵ 그룹 ), non-skilled(Ⅶa 그룹 ), 농업근로자 (Ⅶb 그룹 ) 로직업계층을나누는방법이다.

74 건강불평등에관한이론적고찰 취약지역과건강수준사회경제적위치지표의한형태로지역단위사회경제적위치지표 (area-based socioeconomic position measures) 가사용되어왔다 (Berkman & Macintyre, 1997; Krieger et al., 1997; Lynch & Kaplan, 2000). 지역별건강수준의차이에대하여관심이증가하고, 개인단위사회경제적위치지표를대신하기위하여, 지역지표에대한연구자들의관심이증가하였다고평가할수있다. 하지만, 지역지표에대한관심증가의보다근원적이유를찾는다면, 질병의인과성에대한이해가보다심화되었기때문이라할수있다. 즉, 질병의원인이개인이아닌집단또는지역과같은보다상위수준에도존재한다는인식이확산되었기때문이다. Nancy Krieger(1994) 는질병의원인에대한거미줄모형 (web of causation) 을비판하면서, 개인이아닌보다상위의원인, 즉, 거미자체에관심을두어야한다고주장하였다. Susser(1998) 는현재의질병원인연구가개인수준의인과적관련성이라는블랙박스에관심을두고있다면, 앞으로의역학연구는집단과사회수준을포괄하는 Chinese box( 박스가겹겹이쌓여있는 ) 의형태로나아가야한다는점을지적하면서개인단위에서질병의위험요인을규명하는데에중점을두었던위험요인역학연구가오히려역학을위험에빠뜨렸다고주장하였다 (Susser, 1998). 개인이아닌집단수준의원인에대한생각이최근에들어서제기된것은아니다. Geoffrey Rose(1985) 는개인수준의질병원인과집단수준의질병원인이다르다는점을여러사례를통하여입증하고, 개인수준에서의고위험군을대상으로한접근보다집단수준의공중보건적접근이보다근본적이고큰효과를기대할수있다는점을지적하였다. McMichael(1999) 는기존의역학연구가개인수준의위험요인을찾고비교적짧은시간동안의정보만을사용함으로써질병의근인 (proximal cause) 에관심이집중되었다고비판하면서, 개인이아닌집단및지역과같은상위수준, 생애의특정시점이아닌생애전체에걸친원인의폭로에관심을가져야한다고주장하였다.

75 76 영국을비롯한많은서구국가에서지역별건강수준격차에관심을가져왔고 (Townsend et al., 1988; Carstairs & Morris, 1991; Boyle et al., 2004), 북미지역을중심으로지역간보건의료서비스이용에서의변이에대한관심도있어왔다 (Paul-Shaheen et al., 1987). 특히유럽에서는지역별자원배분을위한목적으로다양한지역단위지표가생성, 활용되었다 (Carstairs & Morris, 1991; Carr-Hill & Sheldon, 1991; Talbot, 1991; Sundquist et al., 2004). 영국의경우, 센서스자료를이용한지역단위사회경제적위치지표로서타운센드지표 (Townsend index, Townsend et al., 1988; Phillimore et al., 1994) 주6), 자만지표 (Jarman's index, Jarman, 1984), 카스테어지표 (Carstairs-Morris index, Carstairs & Morris, 1989; Carstairs & Morris, 1991; McLoone & Boddy, 1994) 주7), Breadline Britain Index(Gordon, 1995) 를비롯하여많은수의지역단위박탈지표가개발되어사용되었다. 지역지표의필요성측면에서미국은다른나라와비교하여특별한상황에처해있는데, 공중보건과관련된자료 ( 특히, 생정통계 ) 에서성, 연령, 인종이외의사회경제적위치를나타내는지표가제대로수집되지않고있기때문이다 (Moss & Krieger, 1995). 이에따라개인별사회경제적지표의사용이용이하지않은데, 예를들어, 사망등록자료에서의교육변수는 1970년대에유타주, 뉴욕주, 푸에르토리코에서포함되었지만, 모든주에서교육변수를사망등록자료에포함시키기시작한것은 1989년부터이다 (Shai & Rosenwaike, 1989). 미국의경우, 지역지표활용의필요성은개인단위사회경제적위치지표의부재로부터기인하는부분이크다. 이때문에미국에서는다양한지역단위 (zip code, census tract, block group 등 ) 에서사회경제적위치지표의활용가능성이검토되어왔다 (Krieger et al., 1997; Krieger et al., 2003). 지역지표가과연개인수준의건강불평등을얼마나잘반영하는가에대해지역지표와개인지표를이용한사회경제적건강불평등의크기를둘러싸고 주 6) 승용차를소유하지않은가구, 과밀가구 ( 한방에한사람이상거주하는가구 ), 자가주택이아닌가구, 16~59/64 세경제활동인구층에서의실업률을기준으로하여지표를산출주 7) 남자실업률, 과밀가구, 승용차를소유하지않은가구, 사회계급 Ⅳ 와 Ⅴ 에있는사람의비율을기초로 z-score method 를이용하여지표를생성

76 건강불평등에관한이론적고찰 77 상반되는연구결과가발표되는등논란이이어지고있다. 미국에서는 Alameda 지역연구의일환으로빈곤지역에서의 9년간의사망추적조사를통하여빈곤지역의사망위험비가일반지역에비하여 1.7배높으며, 이러한결과는건강상태, 인종, 소득, 취업상태, 의료서비스접근, 의료보험, 흡연 음주 운동 BMI 수면시간등의건강행위와사회적격리, 결혼상태등을통제한경우에도크게달라지지않은것으로나타나사회물리적환경이건강에가장결정적인영향을미치는것으로파악하고있다 (Haan et al., 1987). 제 3 절건강수준의사회경제적불평등의경로와기전에관한통합모형 그동안많은전문가들은앞서의관점에따라건강수준과사회경제적불평등과의관계를보다효과적으로설명하기위해노력해왔으며, 각관점이개별적으로가지는단점을보완하기위하여종합적인모형을제시하여왔다. 각각의모형들은세부적인면에서는차이점을가지고있으나이들모형들은모두건강불평등의원인에대하여 중첩적 (layered) 이고 연쇄적 (chain-like) 인관점에근거하고있다는공통점을가지고있다. 즉, 사회경제적지위에서발생하는관련요인들과건강수준사이에서존재하는수많은 중첩적 이고 연관적 인요인들을통하여질병이나장애를가져온다는것이다. 따라서이와같이사회경제적요인들과건강수준사이에서중첩적으로존재하는모든요인들에대하여건강불평등을감소시킬수있는정책과중재의개입지점 (entry point) 이존재할수있다. 각모형들간에찾아볼수있는차이점은다음과같다 (Mackenbach et al., 2002). 1 생애과정관점 이어느정도견지되고있는지의차이점이다. 일부모형에서는성인기에서발생하는요인들에한정되어있으나, 다른모형들은아동기에발생했던요인들까지도통합시켜설명한다. 2 건강과관련된생물학적인경로를어떻게규정짓고있느냐의차이점이다. 일부모형에서는오로지개인의외부에존재하는결정요인들만을기술하고

77 78 있으나, 다른모형에서는사회적불평등이건강에영향을미치는경로와아울러질병을가져오는생물학적효과를보여준다. 3 거시사회적요인들과정책들이기술되어있는지여부에도차이점이있다. 일부모형에서는개인적인수준에서발생하는요인들에한정되어있으나, 다른모형에서는사회적불평등의원인이되는거시적인환경과사회정책들을기술한다. 4 사회경제적지위에미치는건강의영향력, 즉, 역효과 (reverse effect) 의기술에서차이점이있다. 일부모형에서는역효과를무시하거나부정하고있는것에비해다른모형에서는이를명확하게포함하고있다. 모형이정책을생성하는데에유용하기위해서는상충되는요건들이다루어져있어야한다. 각각의요인들에대해서적절한개입지점을가지고있어야하되, 정책결정자가이해하기에지나치게복잡해서는안된다. 혹시어떤연구자가생물학적경로가정책보다는의료서비스의개입에보다관련되어있다고주장할수있을것이나, 모든다른요소들의관련성에대한고려가있어야한다. 상기의 1~4의측면에서 [ 그림 2-1] 의 Diderichen 모형 (1998) 은정책적중재를고려한가장대표적인모형이며, [ 그림 2-2] 의 Acheson 모형 (1998) 은건강의결정요인으로서다양한요인을거시적으로제시한대표적인모형이다. [ 그림 2-3] 의 Machenbach 모형 (1994) 은생애과정관점을강조하고있으며, [ 그림 2-4] 의 Marmot 과 Wilkinson 모형 (1999) 은건강과관련된생물학적경로를강조하여포함하고있다 (Mackenbach et al., 2002; Acheson, 1998). 본연구에서는사망수준의사회경제적계층별차이, 건강상태의차이를분석하는데있어서이들여러가지대표적인모형에서제시하는있는다양한요인들과이론적근거를바탕으로분석모형에서변수를선정하였다. 즉, 임상적위험요인, 건강행태, 심리사회적요인, 어릴적폭로요인으로분류하여원자료 ( 본연구에서이용한국민건강영양조사자료 ) 에서이용가능한변수를선택하고, 그의미와시사점을찾는데위의모형들이근거가되고있다.

78 건강불평등에관한이론적고찰 79 그림 2-1 Diderichen 의건강불평등설명모형 : 정책적중재를위한사회적맥락과건강과의경로설명틀 그림 2-2 건강결정요인에대한 Acheson 모형,, ( )

79 80 그림 2-3 사회구조가건강에미치는경로 : Mackenbach 모형 그림 2-4 사회구조가건강에미치는경로 : Marmot & Wilkinson 모형

80 건강불평등에관한이론적고찰 81 그림 2-5 건강의사회적불평등에영향을미치는요인과경로 : House 모형,, 의료서비스와의료보험 주요경로요인부가적경로요인중재또는교호적영향 자료 : House, 2001

81 제 3 장사망률의사회계층간차이와관련요인분석 제 1 절사회경제적사망률의차이분석 1. 사회경제적사망률불평등의기술방법 국가의평균수명이높아질수록상대적으로유병 (morbidity) 의중요성이강조되지만 (Lynch & Davey Smith, 2003), 사망은모든불건강현상의최종점으로여전히중요하다. 특히사망이라는사건은유병지표와는달리발생여부판단에있어논란의소지가적기때문에, 사망을결과지표로한일관된기술이비교적용이하다. 사회경제적사망률불평등은여러가지방법으로기술할수있다. 사회경제적위치 (socioeconomic position) 지표로활용되는교육수준, 직업, 소득수준과지역지표별 ( 예 : 도시와농촌, 지역별박탈지수등 ) 로나누어사망률불평등의양상을밝힐수도있을것이고, 사망원인별로사회경제적사망률불평등을기술할수도있다. 남녀별로또는연령대별 ( 영유아, 청소년, 장년, 노년층 ) 로나누어사회경제적사망률불평등의양상을기술하는방법도있다. 이들방법들은특정방법이우월하기보다는각각의기술방법나름대로다른의미를지닌다. 낮은교육수준을가진사람들에서의사망률이높은교육수준을가진사람들에서의그것보다높을때, 우리는이결과를어떻게해석할것인가? 교육수준이어릴적의사회경제적환경을반영하기때문에열악한아동기사회적환경의효과가높은사망률로귀결되기때문인지 (Davey Smith et al., 1998a; Lynch & Kaplan, 2000; Davey Smith et al., 2002), 높은교육수준이제공하는인지적기능때문에건강에보다이로운행태 ( 금연, 절주, 운동등 ) 를취하도록하기때문인지 (Leigh, 1983; Kenkel, 1991; Winkleby et al., 1992; Pincus & Callahan, 1994), 교육수준별로건강유지에필요한시간투자방식에차이를보여높은교육수준

82 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 83 을가진사람들은미래의건강을위하여현재에더투자하기때문인지 (Fuchs, 1979), 교육수준이보건의료서비스의이용에차이를만들어사망률차이를발생시키는지 (Winkleby et al., 1992; Pincus & Callahan, 1994), 교육수준의높낮이에따라심리적특성에차이가있고, 이차이가궁극적으로사망률불평등으로귀결되는것인지 (Fuchs, 1979; Winkleby et al., 1992) 등여러가지기전이제기될수있다. 또한이러한기전들은특정사회, 특정시기에따라다른양상을보일것으로예상할수있다. 보편적의무교육이초등학교까지만제공되며 (1994년군지역부터중학교까지의무교육이실시되고있다 ), 높은사교육비의문제를안고있는우리나라에서의교육수준에따른사망률불평등의의미와고등학교까지의의무교육이보편화된선진복지국가에서의교육수준별사망률차이는그의미가다룰수밖에없다. 또한우리나라에서 1960~70년대의교육수준에따른사망률불평등과 2000년대의교육수준에따른사망률불평등의의미도달라질수밖에없다. 이처럼교육수준에따른사망률불평등과관련해서만도수많은배후의사회적여건과기전이논란이되는데, 직업또는소득에따른사망률불평등도교육과유사한문제를내포하고있다. 총사망률 (all-cause mortality) 에서의불평등에대한연구만으로는불평등의기전을보다구체적으로규명하는것은어렵다. 사망원인별불평등은불평등의배후기전에대한보다직접적인근거를제공한다. 그러므로연구표본수가사망원인별연구에충분하다면, 사망원인별로사망률불평등양상을살펴보는것이매우중요하다. 사망률불평등의수준이사망원인별로다르며, 어떤사망원인의경우 ( 예 : 유방암, 전립선암, 대장암등 ) 오히려높은사회계층에서사망률이높다 (Davey Smith et al., 1991; Davey Smith et al., 1996; Faggiano et al., 1997). 사망원인별로사회경제적불평등이다른양상은사회경제적건강불평등현상에대한 전반적취약성가설 (general susceptability hypothesis) 주8) (Cassel, 1976; 주 8) 낮은사회계층의경우, 높은사회계층에비하여외부위험요인에대하여취약하기때문에, 다양한원인에서질병의발생률과사망률이높게나타난다는설명방식으로, 스트레스기전의배후이론이되고있다. 이이론은사회의학 (social medicine) 의선구자로일컬어지는 (Brown, 2002) 남아프리카출신의유명역학자 (epidemiologist) 인 John Cassel 에의해제기되었다.

83 84 Syme & Berkman, 1976; Najman & Congalton; 1979) 을반박하는근거로도활용된다 (Davey Smith et al., 1991; Khang et al., 2004a). 동일사망원인이라할지라도불평등의크기는나라별로, 성별로, 연령별로다른양상을보이며, 사회경제적위치와관상동맥질환의관련성은경제발전에따라, 또남녀별로다른양상을보인다. 예를들어, 관상동맥질환으로인한사망률은북유럽의경우낮은사회계층에서높은데반해, 남부유럽국가의경우오히려높은사회계층에서높은관상동맥질환사망률을보인다 (Kunst et al., 1998; Kunst et al., 1999). 한편, 영국, 핀란드등의북부유럽에서는관상동맥질환의발생률과사망률이높은반면, 프랑스등의남부유럽에서는이들지표가전반적으로낮은양상이다. 일부반론이있기는하지만 (Davey Smith, 1997), 영국, 미국에서는사회경제적발전에따라관상동맥질환사망률간의관련성에있어서역전현상이남성에서는관찰되는데, 여성에서는그렇지않다는점이지적되었다 (Marmot et al., 1978a; Morgenstern, 1980). 이처럼동일질환 ( 관상동맥질환 ) 에있어서사회경제적불평등의양상이국가별로상이함은질병의원인탐색에있어서중요한단서를제공한다 (Mackenbach & Kunst, 1999). 우리나라의경우북유럽이나미국등과비교하여관상동맥질환의발생률, 사망률이낮은나라군에속하며, 사회경제적위치와관상동맥질환사망률과의관련성도이들국가들과는다른양상이다 (Song & Byeon, 2000; Son 2000; Khang et al., 2004a). 즉, 낮은관상동맥질환발생률, 사망률을갖는남부유럽의특징 ( 사회경제적위치와관상동맥질환사망률간의관련성이미미하거나북유럽과는반대의양상 )(Kunst et al., 1999) 에가깝다. 연령별로나누어우리나라의교육수준별관상동맥질환사망률불평등을분석하였을때, 남성에서는이러한역전현상이관찰되는데반해, 여성에서는뚜렷하지않다 (Khang et al., 2004a). 남녀별사회경제적사망률불평등도중요한연구주제이다. 대부분나라에서여성은남성보다오래사는대신더많은건강문제를갖고있는것으로나타나고있다. 한편, 사회경제적사망불평등수준을비교할경우, 남성보다여자에서의불평등이낮은것으로보고되고있다 (Koskinen & Martelin, 1994; Stronks

84 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 85 et al., 1995). 물론성별사회경제적사망률불평등크기의차이를다룬최근연구결과, 여자에서불평등의크기가큰경우도있다고보고되었다 (Mustard & Etches, 2003). 우리나라에서도교육수준에따른사망률불평등의크기는남성에서여자보다큰양상이었다 (Khang et al., 2004b). 연령별사회경제적사망률불평등도중요한연구과제이다. 영국청소년에서사회경제적건강불평등이존재하지않는다는 Patrick West(1988) 의분석결과는청소년기불평등의문제에대한새로운연구과제를던졌다. 우선청소년기에사회경제적건강불평등이존재하지않는지 (Lowry et al., 1996; Starfield et al., 2002), 청소년기에불평등이없다면왜없는지 (Sweeting & West, 1995), 영유아기에존재하였던불평등이청소년기에사라졌다가장년기에다시나타났다면, 왜그러한과정을겪는지에대한의문이남아있다. 노인에서의사망률불평등의크기가젊은사람보다작지않다는보고도있지만 (Huisman et al., 2004), 대체로노인에서는사망률불평등크기가감소하는것으로생각되고있다. 그이유는늙어감에따라 누구나죽기마련 이기때문이다. 이런이유로노인에서는기능장애, 삶의질등과같은지표의사회경제적건강불평등이탐구의대상이된다. 노인에서의사회경제적위치도연구의과제이다. 물론교육수준, 장년기의주된직업이나최종직업과같은지표를사용할수있지만, 노인기시점에서의사회경제적위치를어떠한지표로포착할것인가의문제는여전히연구과제가되고있다 (Grundy & Holt, 2001; Breeze et al., 2004; Bowling, 2004). 이처럼사회경제적위치지표별, 사망원인별, 성별, 연령별불평등은나름대로의의미를가진다. 그러므로사회경제적사망률불평등은어떤한측면이아닌이들측면모두가감안이되어기술될때, 불평등현실을보다풍부하게보여줄수있으며, 보다구체적으로불평등의원인을탐색할수있는실마리를제공할수있다. 하지만, 일반적으로이들요인들을모두감안하여분석하기어려운경우가많다. 많은경우이들요인들을모두반영하여분석하기에는표본수가충분하지않기때문이다.

85 86 2. 사망률불평등에대한우리나라의기존연구사회경제적사망률불평등에대한우리나라의기존연구결과들을사회경제적위치지표별, 사망원인별, 성별, 연령별로기술하는데는어려움이있다. 무엇보다도우리나라의기존연구가개별요인별로나누어기술하기에는아직연구의양이많지않다. 한예로, 교육수준이나직업별사망률불평등을다룬연구에비하여소득수준별사망률불평등을다룬연구는상대적으로적어, 공무원교직원의료보험자료를이용한연구 ( 조홍준, 1997; 송윤미, 1998; Song & Byeon, 2000) 와 한국노동패널조사 자료를이용한연구 ( 강영호, 2003b; 강영호, 2004) 가있는정도이다. 더구나건강불평등에대한연구가많지않아상호비교를할수있는연구들이많지않다. 그러므로이글에서는연구방법을기준으로하여우리나라의기존연구결과들을요약하고자한다. 주9) 가. 비연계자료연구 (unlinked study) 사회경제적사망률불평등은전세계적으로많이보고되어왔다. 일차적으로는국가에서생정통계의일부분으로전체국민의사망자료를구축하고있기때문이다. 즉, 센서스조사에서의교육수준, 직업등의사회경제적위치변수를이용하여사망률계산에서의분모로삼고, 사망자료에서의해당변수별로분자를얻어, 사망률차이를계산할수있다. 이같은방법은영국의경우매우오랜역사적전통을갖고있어 1980년 Black Report 의사망률불평등을소개하는방법으로활용한바있다 (Townsend et al., 1992; Macintyre, 1997). 미국의경우에도같은방식을이용하여사망률불평등을보고하였고 (Kitagawa & Hauser, 1973), 유럽에서의국가간비교에서도활용하였다 (Fox, 1989). 우리나라에서사망률불평등을밝히는연구들은보건학, 인구학, 사회학분야에서시작되었다 ( 박형종, 1962; 박재영, 1980; 박재빈과박병태, 1981; Kwon, 주 9) 연구방법을기준으로한것은기술의용이성때문이기도하지만, 향후사회경제적사망률불평등연구의방향을제시하는데에연구방법측면의접근이보다많은시사점을줄수있기때문이기도하다.

86 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 ; Kim, 1990). 박형종 (1962) 은부모의교육수준과소유농지면적과영아사망과의관련성을보고하였고, 1974년도전국출산력조사자료를이용하여박재영 (1980) 은어머니의교육수준에따른아동의사망률차이를보았으며, Kwon(1986) 은교육및직업별소아, 성인에서의사망률차이를제시하였다. 박재빈과박병태 (1981) 는부모의교육, 직업별영아사망률의차이를보았다. 김태헌 (Kim, 1990) 에서센서스자료와사망자료를이용하여직업계층, 교육수준, 혼인상태등에따른사망률의차이를보고하였다. 물론, Kim(1990) 의연구는사망등록의완전성 (completeness: 사망한사람의사망정보가사망등록자료에등록되는비율 ) 이비교적불완전한것으로평가되는시기 (1980년대말이전 ) 의자료를사용하였다는한계가있지만 ( 권태환과김태헌, 1990), 1970년대초반과 1980년대초반까지직업별, 교육수준별사망률불평등을성별, 연령별로자세하게제시하고있다는점에서중요한역사적의의가있다. 그는또한 1974년도전국출산력조사결과를토대로영아및소아에서의사회계층별 ( 부모의사회계층 ) 사망률차이를보고하였는데, 영유아에서사망률불평등문제는최근의보고 ( 손미아등, 2003) 를제외하면, 그간제대로연구된바가없는실정이다. 이처럼센서스자료와사망자료를연계하여사회경제적사망률불평등을밝힌우리나라연구로는정혜경 (1990), 윤태호와문옥륜 (2000), 김재용등 (2001), Son(2001), Son 등 (2002), 손미아 (2002b), 성주헌등 (2002), 윤태호 (2003a), Khang 등 (2004a), Khang 등 (2004b) 의연구가있다. Son 등 (2002) 은직업 ( 육체 / 비육체노동자 ) 과교육수준에따른사망률불평등을다루면서, 우리나라의경우사회경제적지표중사망률불평등에미치는교육수준의역할이더욱중요하다고하였다. 이러한결과가교육수준과달리예민하지못한직업구분에따른결과인지, 한국사회의경제발전과정에서의교육의역할이중요하였기때문인지, 또는뇌졸중, 위암, 간질환등영유아기의사회경제적환경이질병발생, 사망에큰영향을주는사망원인의상대적비중이우리나라에서크기때문인지주10) 는향후연구과제이다. 주 10) 생애적접근법에있어서직업은성인기이후의사회경제적환경을, 교육수준은어릴적의사회경제적환경을반영하는지표로사용되기도한다 (Davey Smith et al., 1998; Lynch & Kaplan, 2001).

87 88 사회경제적사망률불평등의문제는 유무 ( 有無 ) 의문제를뛰어넘어, 불평등수준의증감이모니터링될때, 더큰사회정책적함의를갖는다. 우리나라자료를토대로사회경제적위치에따른사망률불평등의변화를평가한연구는최근의 Khang 등 (2004b) 의연구가있다. 일찍이 Kim(1990) 의연구에서도 1974년~ 1976년과 1979년~1981년의두시점에서사망률불평등을기술하기는하였지만, 불평등수준의변화를단일지표를통하여평가하지는않았다. Khang 등 (2004b) 은 1990년부터 2000년까지의우리나라센서스및사망자료와 1989년이후실시된네차례의사회통계조사자료를이용하여, 교육수준에따른사망률및유병률불평등의변화를상대불평등지수 (relative index of inequality) 를통하여평가하였다. 이연구에서지난 10년간교육수준별사망률불평등수준에있어서의증가경향을발견할수없었다. 이는의무교육의실시등으로인하여교육변수가건강불평등을포착하는데에좋은잣대 (discriminator) 로서의역할이감소하고있기때문으로여겨진다 (Krokstad et al., 2002). 남녀별사회경제적건강불평등의크기와관련하여 Khang 등 (2004b) 의연구결과는객관적지표 ( 사망 ) 와주관적지표 ( 주관적건강상태, 자가보고 2주간이환여부 ) 모두에서, 그리고모든시기에걸쳐주11) 남성에서의사회경제적불평등수준이여자에서의그것보다높게나타났다. 나. 사망여부추적를통한연구센서스자료와사망등록자료를이용한이들비연계자료연구들은연구대상자의사망여부에대한추적이개인별로이뤄지지않은연구이다. 그러므로사망률추정과정상의분모 ( 센서스자료 ), 분자 ( 사망등록자료 ) 정보의부정확성으로인한분모-분자비뚤림 (numerator-denominator bias) 의가능성이존재한다. 예를들어, 센서스조사에비하여사망자료에서의학력수준이낮게보고되는경향이있다면, 실제로는교육수준에따른사망률불평등이없더라도, 불평등이있는 주 11) 사망의경우, 1990 년 ~1991 년, 1995~1996 년, 2000~2001 년, 주관적지표의경우, 1989 년, 1992 년, 1995 년, 1999 년을각각분석하였다.

88 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 89 것처럼추정될위험이있다. 실제로, 공세권등 (1983), 손미아 (2001) 의연구들에서사망자료의직업, 교육수준에있어서신뢰도 (reliability) 문제가제기되어왔다. 센서스자료와사망등록자료간의직업의신뢰도문제는연구가필요한분야이며, 또한신뢰도에문제가있다면, 이는전체사망률불평등을크게하는방향인지, 아니면작게하는방향인지에대한연구가필요하다. 2차자료 ( 센서스및사망자료 ) 를사용한비연계자료연구에서의비뚤림가능성을최소화하는방법은, 연구대상자들의사망여부를개인단위에서추적하는패널또는코호트연구에서사망률불평등을확인하는것이다. 이경우, 사망여부를어떤방법으로추적하느냐가매우큰과제이다. 조홍준 (1997) 은 1994년도말에작성된공무원교직원의료보험피보험자자격파일 99만 9천명중에서 1995년 1월 1일부터 12월 31일까지사망하여 1996년 12 월까지장제비를신청한자료를바탕으로소득수준별사망률불평등을분석하였다. 연구결과성, 연령, 거주지역, 직종등의사회인구학적변수와흡연, 음주, 운동의행태변수, 수축기혈압, 혈당, 콜레스테롤, 체질량지수와같은임상지표를보정한후, 5등급의소득수준단계에서가장소득수준이낮은군의사망의교차비 (odds ratio) 는소득수준의가장높은군보다 2.15배높은것으로나타났다. 주12) 송윤미 (1998), Song & Byeon(2000), 이무송등 (2003) 은사망자확인의방법으로공무원교직원의료보험피보험자들의주민등록번호를이용하여통계청사망자료와연계하는방식을택하였다. Song & Byeon(2000) 의연구는사회경제적위치에따른사망률불평등의기전에대한논의를제기하고있다는점에서의미가있다. 연구결과흡연, 음주의행태변수, 콜레스테롤, 수축기혈압, 체질량지수 (BMI) 와같은임상지표를보정하였을때, 가장낮은소득등급에서약 28% 의상대위험도의감소를가져왔지만, 나머지 72% 정도는설명되지않고남아있다는사실을보였다. 이연구는사회경제적건강불평등의설명방식을둘러싸고, 주 12) 해당연구에서도밝혔듯이, 사망여부에대한장제비신청자료의완전성이어느정도되는지의문제가존재하였다. 하지만, 이후해당연구자료를통계청사망자료와의연계분석한결과, 장제비신청자료의완전성은 95% 인것으로분석되어, 연구결과의타당도에는큰문제가없는것으로나타났다.

89 90 20여년이어지고있는논쟁을우리나라에서도제기하였다는데에의의가있다. 장제비신청자료와의연계, 통계청의사망자료와의연계와같은방법외에사망여부의추적방법을이용할수있다. 최근강영호 (2004) 는한국노동패널주13) 1차조사 (1998년도) 의 30~69세남녀 8,414명을 4년간사망여부를추적하여, 사회경제적위치에따른사망위험의차이를분석하였다. 그결과교육수준이고졸미만인사람은고졸이상인사람보다사망할위험이 1.90배 (95% 신뢰구간 : 1.25~2.91) 높은것으로나타났고, 홍두승등 (1999) 의한국표준직업분류에의한사회계층분류상하류계급에서의사망위험이다른계급에비하여 1.67배 (95% 신뢰구간 : 1.08~2.57) 높았다. 또한가구원수보정월평균가구소득이상위소득군에비하여하위소득을가진사람들의사망위험은 1.62배 (95% 신뢰구간 1.08~2.42) 높은것으로나타났으며, 1998년도 1차조사당시경제적어려움을호소한사람들에서경제적어려움을호소하지않은사람들에비하여 4년동안사망할위험이 1.83배 (95% 신뢰구간 : 1.21~2.78) 높았다. 하지만, 사회경제적사망률불평등연구에있어서 한국노동패널조사 자료는두가지의한계를갖는다. 첫째, 이자료가우리나라농촌지역을포괄하지않고있다는점이다. 1998년도당시우리나라농촌지역거주국민은전체의약 20% 정도수준이지만, 우리나라의농촌지역주민의사회계층이도시지역주민의그것보다낮고사망률은높을것이라는점을고려한다면, 한국노동패널조사 에서얻은사회계층간사망률차이는우리나라전체의그것보다저추계 (underestimate) 될가능성이높다. 둘째, 한국노동패널조사 자료의사망추적방법은직접조사방식에의한다. 그결과추적불능가구 (censored case) 가발생하는데, 이러한추적불능이무작위로일어나지않을가능성이있어 한국노동패널조사 자료를근거로한사망률불평등의크기는저추계될가능성이존재한다. 주14) 주 13) 한국노동패널자료는전국시부지역의 5,000 가구약 13,000 여명을매년방문설문조사를실시하고있는우리나라에서는매우드문공공기관의코호트연구이다. 이와유사한성격의코호트연구로는, 대우경제연구소의한국가구패널조사 (1993~1998) 와한국청소년개발원의한국청소년패널조사가있다.

90 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 사망률불평등분석자료및연구방법가. 연구자료 1) 사회경제적사망률불평등연구에서국민건강 영양조사자료의의의 1998년도국민건강 영양조사 의건강검진조사표에서는각개인의주민등록번호를기재하도록하였다. 1995년도와그이전의국민건강및보건의식행태조사에서는채택하지않았던이항목이조사에포함됨에따라, 통계청의사망확인서비스를통한사망추적관련연구가이루어질수있게되었다. 1998년도국민건강 영양조사 에서는여러가지임상지표 ( 신체계측치, 혈액및소변검사결과등 ), 건강행태, 의료이용양상등에대한수많은정보들을조사하였기때문에, 이들요인들을독립변수로하여사망과의관련성을밝히기위한연구가가능하다. 사회경제적사망률불평등연구와관련하여 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적자료는여러가지중요한의의를갖는다. 첫째, 우리나라의사회경제적사망률불평등에대한대표성있는추적연구가가능하다. 기존의센서스자료와사망자료를이용하여우리나라에서의사회경제적사망률불평등을밝힌연구들 (Kim, 1990; Son, 2001; Son et al., 2002; Khang et al., 2004a; Khang et al., 2004b) 은개인단위에서사망여부가추적되지않은한계가있다. 반면, 공무원교직원의료보험자료를이용한 Song & Byeon(2002), 이무송등 (2003) 의연구들은전체인구중일부인특정직업집단을대상으로하였고, 남성만을대상으로하였다. 한국노동패널조사 자료를이용한강영호 (2004) 의연구는우리나라도시지역거주자를모집단을대상으로표본추출하였기때문에, 인구의 20% 정도를차지하는농촌지역이제외되었다는한계가있다. 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적자료는전국적으로무작위로선정된 200개조사구의표본을추적한자료로서, 연구자들이파악 주 14) 예를들어, 1 인단독가구에살고있는조사대상자 ( 이들의사회계층은대체로낮다 ) 가사망하여추적이불가능한경우가많이발생할가능성이있다.

91 92 하기로는, 지금까지알려져있는사망추적자료중대표성측면에서가장우수하다는평가를내릴수있다. 하지만, 1998년도국민건강 영양조사 자료또한주민등록번호미기재 / 기재불량, 주민등록번호의부정확, 건강검진또는건강행태조사에의불참등의이유로연구대상에서제외되는경우가있다는점은언급될필요가있다. 둘째, 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적자료를이용하여센서스자료와사망자료를이용한비연계자료연구결과의타당성에대한정보를제공할수있다. 비연계자료연구들은센서스자료와사망자료에서의교육수준, 직업변수의신뢰도가과연어느정도가될는지에대한의문점을제기하여왔다 (Khang et al., 2004a; Son, 2004). 주15) 그런데, 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적자료에는 1998년국민건강 영양조사당시의교육및직업에대한정보와사망자료에서의교육및직업에대한정보가동시에존재한다. 그러므로조사 ( 서베이 ) 자료에서의교육, 직업변수와사망자료에서의동일변수간의신뢰도결과를토대로, 기존비연계자료연구에서의사회경제적사망률불평등크기가어느정도신뢰할수있을는지를평가할수있다. 셋째, 1998년도국민건강 영양조사 의사망추적자료에는불평등의기전을연구할수있는많은정보들을가지고있다. 물론 한국노동패널조사 자료처럼부모의사회경제적위치에대한정보가없어, 사회경제적건강불평등에대한생애적접근이어렵다는한계가있지만, 1998년도국민건강 영양조사 자료에는각종임상적지표, 건강행태, 심리사회적요인에대한정보가있어, 사회경제적사망률불평등에관여하는이들요인의기여도를밝힐수있다. 2) 연구자료와사망의추적이연구에서사용한자료는한국보건사회연구원에서 1998년 11월부터 12월까지실시한 1998년도국민건강 영양조사 의대상자들중, 건강검진조사표에주 주 15) 센서스자료와사망자료를이용한사회경제적사망률연구의경우, 사회경제적위치, 성별, 연령의변수에서신뢰도가문제가되는데, 성별과연령의신뢰도는일반적으로매우높기때문에, 실제로는사회경제적위치지표에서의신뢰도가논란꺼리가된다.

92 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 93 민등록번호 13자리숫자가기재되어있어서 2003년도말까지통계청사망확인서비스를통하여사망여부가추적된자료이다. 1998년도국민건강 영양조사 에서수집한주민등록번호 13자리의정확성여부에대한논란이있을수있기때문에, 주민등록번호 13자리의사용이유효한지여부를주민등록번호확인프로그램을이용하여확인하였다. 그결과, 당초 9,602개의주민등록번호중에서 8,559개 (89.1%) 의주민등록번호가정확한것으로나타났다. 통계청의사망확인서비스는 1999년부터이루어져왔다. 통계청사망자료는 1990년도자료부터일반인에게유료로제공되며 ( 주민등록번호앞 7자리제공 ), 1992년도자료부터는주민등록번호앞 12자리숫자가제공되고있다. 1975년부터현재와같은 13자리의주민등록번호제도를도입한우리나라의경우, 앞 12 자리숫자에의하여최종 13번째자리숫자가결정되지만, 행정상의등록오류등의문제로실제로는주민등록번호앞 12자리가같은경우가존재한다. 한예로, 1994년도공무원교직원의료보험자격파일상의주민등록번호 1,179,904개중에서앞 12자리숫자가같은사람은 208명 (104쌍) 으로전체의 0.018% 이었고, 1998년도말의료급여자격파일상의주민등록번호 1,753,829개중에서앞 12자리숫자가같은사람은 540명 (270쌍) 으로전체의 0.031% 인것으로나타났다 ( 강영호외, 2002). 이처럼특정자료내에서앞 12자리숫자가같을확률은매우낮지만, 통계청사망자료라는거대자료와연계를할경우, 사망자료내에앞 12자리숫자가같은경우가존재할확률이있다. 본연구의경우, 1998년도국민건강 영양조사 에서유효주민등록번호 8,559 개를 1998~2003년도의통계청사망자료 ( 공개자료 ) 의주민등록번호앞 12자리와연계한결과, 총 280명이연계가되었지만, 통계청의사망확인서비스 (13자리주민등록번호를이용하여연계 ) 를통하여사망이최종확인된대상자는 270 명이었다 (280명의 96.4%). 즉, 통계청이공개하는 12자리수의사망자주민등록번호만을이용할경우, 10명은사망자로잘못분류할가능성이있다. 본연구에서사용한것과같은생존자료 (survival data) 는연구기간이종료되지않았는데도, 추적도중에탈락하는중도탈락예 (censored case) 가문제된다. 한국노동패널조사 자료를이용한강영호 (2004) 의연구는중도탈락예의비율이

93 % 이었다. 이연구에서는사망여부를완전성이 100% 에매우근접할것으로판단되는우리나라사망등록자료로추적하였기때문에, 중도탈락예의문제가크지않을것이다. 주16) 그러므로이연구에서는사망하지않은대상자의경우연구종료시점인 2003년 12월 31일에추적이종료된것으로설정하였다. 3) 연구대상자의선정 1998년도국민건강 영양조사 의건강검진조사를받은대상자는 9,771명이었는데, 이중에서주민등록번호 13자리가모두있는사람은 9,602명이었고, 이중유효한주민등록번호를가진사람은 8,559명이었다. 이연구에서는 30세이상의 5,607명의남녀대상자를분석대상으로삼았다 ( 표 3-1 참조 ). 표 3-1 성 연령별연구대상자와사망자수 : 1998 년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 연령군 남자여자 N 사망자수 N 사망자수 30~39세 ~49세 ~59세 ~69세 ~79세 세이상 계 2, , 나. 분석방법 모든분석은 SAS 통계패키지를사용하였다. 사회경제적사망률불평등의경 주 16) 연구대상자중에서이민을간후 2003 년말이전에사망하였거나, 우리나라에서사망하였지만사망신고가이루어지지않았다면연구결과를왜곡할가능성이존재한다. 하지만, 이들사례의가능성은매우낮을것이다.

94 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 95 우, Proc PHREG을이용한콕스모형 (Cox's proportional hazards model) 을적용하여 (Allison, 2000), 사회경제적위치에따른사망률불평등을상대비 (relative risk, hazard ratio) 와 95% 신뢰구간으로제시하였다. 모형은다음과같다. λ x (t)=λ 0 (t) exp(x 1 β 1 + x 2 β 2 + x p β p ) λ x (t) : 위험함수 (hazard function) λ 0 (t) : 기본위험함수 (baseline hazard function) x i : 설명변수 ( 성별, 5세단위연령변수, 사회경제적위치변수 ), i =1,2,,p 1998년도국민건강 영양조사 자료와사망등록자료간의교육수준과직업의신뢰도는카파값 (Kappa) 을통하여평가하였다. 4. 분석결과 : 사회경제적사망률의불평등정도본절은우리나라사회경제적사망률의차이와불평등정도에관하여본연구는다음과같은두가지세부연구목적을갖는다. 첫째, 1998년도국민건강 영양조사 의각종사회경제적위치지표별로사망률에있어서의불평등을밝힌다. 둘째, 1998년도국민건강 영양조사 의교육, 직업변수와사망추적자료에서의교육, 직업변수를이용하여, 사회경제적위치변수의신뢰도를평가한다. 첫번째연구목적은우리나라를대표할수있는추적연구자료에서의사회경제적위치별사망률불평등을제시한다는의의가있으며, 두번째연구목적인신뢰도평가결과는기존의비연계자료를이용한사회경제적사망률불평등연구결과의타당도에대한정보를줄수있다는데의의가있다. 분석결과, 성과연령을보정한후, 사회경제적위치 ( 교육, 직업에따른사회계층, 소득수준, 자기평가생활수준, 의료보장유형 ) 에따른사망률불평등은 < 표

95 96 3-2>~< 표 3-5> 와같다. 사망자수가적어성별로결과를분석하지는않았다. 주17) 교육수준이낮을수록사망률위험은계단형으로높아지는양상을보인다. 교육수준을대학교이상, 고등학교졸업이상, 중학교졸업, 초등학교졸업, 무학으로나누었을때, 대학교이상의학력을가진사람에비하여고등학교, 중학교, 초등학교학력을가진사람의사망위험은 30~71% 높은양상이었지만, 통계적으로유의하지는않았다. 하지만, 무학인사람은 2.21배 (95% 신뢰구간 : 1.12~ 4.40) 사망위험이높았다. 표 3-2 성 연령보정교육수준별사망률의상대비 : 1998 년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 사회경제적위치 N 사망자수상대비 (95% CI) 교육수준대학교이상고등학교중학교초등학교무학 857 1, , , ( ) ( ) ( ) ( ) 직업및종사상지위를이용한사회경제적위치지표 ( 표 1-1 참조 ) 별로사망률차이를 < 표 3-3> 에제시하였다. 직업을비육체노동자, 육체노동자및기타로나누었을때, 비육체노동자에비하여육체노동자는 2.73배 (95% 신뢰구간 : 1.44~ 5.06), 기타군은 4.94배 (95% 신뢰구간 : 2.64~9.24) 사망위험이높은것으로나타났다. 종사상의지위를기준으로할때, 상용근로자 ( 전일제 / 시간제 ) 에비하여사망위험의상대비는고용주에서 0.98(95% 신뢰구간 : 0.28~3.41), 자영업자에서 1.49 (95% 신뢰구간 : 0.81~2.74) 이었지만, 통계적으로유의하지않았다. 하지만, 상용 주 17) 성별과사회경제적위치변수들과의교호작용은통계적으로유의하지않았다. 성별과교육수준 (5 단계 ) 의교호작용의 P 값은 0.08, 성별과직업계층 ( 육체 / 비육체노동자구분 ) 의교호작용의 P 값은 0.19, 성별과소득수준 (4 단계 ) 의교호작용의 P 값은 0.16 이었다.

96 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 97 근로자에비하여임시및일용근로자의사망위험은 3.01배 (95% 신뢰구간 : 1.50~ 6.03), 기타군은 2.75배 (95% 신뢰구간 : 1.51~5.01) 높았다. 직업과종사상의지위를이용하여직업계층을나눈후, 상층및중상계층 / 신중간층 / 구중간층 (Class Ⅰ/Ⅱ/Ⅲ) 을기준으로할때, 노동계층 (Class Ⅳ) 과농어촌자영자계층 (Class Ⅴ) 의사망위험은각각 1.67배 (95% 신뢰구간 : 0.84~3.35), 1.69배 (95% 신뢰구간 : 0.93~3.07) 이었지만, 통계적으로유의하지않았다. 한편, 하류계층 (Class Ⅵ) 의사망위험은 3.06배 (95% 신뢰구간 : 1.75~5.36), 기타군의사망위험은 2.76배 (95% 신뢰구간 : 1.52~5.01) 이었다. 표 3-3 성 연령보정직업계층별사망률의상대비 : 1998 년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 사회경제적위치 N 사망자수상대비 (95% CI) 직업유형비육체노동자육체노동자기타 1,557 2,088 1, ( ) ( ) 종사상지위상용근로자고용주자영업자임시및일용근로자기타 1,1, , , ( ) ( ) ( ) ( ) 직업계층 Class Ⅰ/Ⅱ/Ⅲ( 상 / 중상 / 구중간 / 신중간계층 ) Class Ⅳ( 노동계층 ) Class Ⅴ( 농어업자영자계층 ) Class Ⅵ( 하류계층 ) 기타 ( 주부, 학생, 군인등 ) 1, , ( ) ( ) ( ) ( ) < 표 3-4> 에서는소득수준에따른사망률불평등연구결과를제시하였다. 가구균등화지수를적용한후가구소득을 5분위, 4분위로나누었을때, 사망률불평등이관찰되었다. 가구원수보정가구소득의상위 20% 를기준으로하였을

97 98 때, 상위 20~40% 와 40~60% 에해당하는중간층의사망위험은 1.64배높은양상이었지만, 통계적으로유의하지는않았다 ( 각각 95% 신뢰구간 : 0.92~2.94, 0.93~2.87). 하지만, 60~80% 에해당하는집단과최하층의사망위험상대비는각각 2.30(95% 신뢰구간 : 1.36~3.89), 2.29 (95% 신뢰구간 : 1.34~3.71) 이었다. 가구균등화지수를적용하지않고, 실제월평균가구소득을이용하여소득수준간사망률차이를제시하였다. 성, 연령과가구원수를통계모형에보정한후 ( 가구원수를보정하지않더라도결과는유사하였다 ), 월 250만원이상의가구소득을가진사람들의사망률을 1.00으로할때, 200~249만원의가구소득을가진사람의사망위험은 1.02배 (95% 신뢰구간 : 0.48~2.14), 150~199만원의경우는 1.31배 (95% 신뢰구간 : 0.68~2.52) 이었지만, 통계적으로유의하지는않았다. 하지만, 월가구소득이 100~149만원인사람들의사망위험은 1.97배 (95% 신뢰구간 : 1.09~3.55) 로높았고, 50~99만원의가구소득을가진사람들은 2.00배 (95% 신뢰구간 : 1.11~3.61) 사망위험이높았다. 최저가구소득군인월 50만원미만의가구소득만을벌어들이는사람들의사망위험은월가구소득이 250만원이상인사람들에비하여사망위험이 2.37배 (95% 신뢰구간 : 1.31~4.31) 높은양상을보였다. 한편, 가구소득월 250만원이상의집단부터 50만원미만집단까지연속형숫자를부여하여가구소득의감소에따른사망위험의경향성을통계검정한결과, 사망위험의상대비는 1.20배, 95% 신뢰구간은 1.09~1.33으로나타났다. 즉, 월가구소득이 50만원감소함에따라사망위험은 20% 정도증가하는것으로볼수있다.

98 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 99 표 3-4 성 연령보정소득수준별사망률의상대비 : 1998 년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 사회경제적위치 N 사망자수 상대비 (95% CI) 가구원수보정월가구소득 5분위 Ⅰ( 최상분위 ) 1, Ⅱ 1, (0.92~2.94) Ⅲ 1, ,64 (0.93~2.87) Ⅳ 1, (1.36~3.89) Ⅴ( 최하분위 ) 1, (1.34~3.71) 가구원수보정월가구소득 4분위 Ⅰ( 최상분위 ) 1, Ⅱ 1, (0.95~2.64) Ⅲ 1, (1.37~3.47) Ⅳ( 최하분위 ) 1, (1.39~3.43) 월가구소득 ( 만원 ) * 250만원이상 ~249만원 (0.48~2.14) 150~199만원 (0.68~2.52) 100~149만원 1, (1.09~3.55) 50~99만원 1, (1.11~3.61) 50만원미만 (1.31~4.31) 주 : 통계모형에서가구원수를보정하였음. < 표 3-5> 는자기평가생활수준및의료보장유형별로사망률의상대비를보여주고있다. 생활수준이 아주잘사는편 이거나 잘사는편 이라고응답한사람들을기준을하여이보다못한생활수준을보고한사람들의사망위험을평가한결과, 계단형의증가경향을보였지만, 각집단의사망위험이통계적으로유의하지는않았다. 한편, 생활수준이 보통 인사람들까지포함하여상위생활수준을가진사람들을기준으로하였을때, 못사는편 이라고응답한사람들의사망위험은 40% 높은양상이었고 (95% 신뢰구간 : 8%~82%), 아주못사는편 인사람들의사망위험은 65% 높았다 (95% 신뢰구간 : 13%~140%).

99 100 표 3-5 성 연령보정자기평가생활수준및의료보장유형별사망률의상대비 : 1998 년도국민건강 영양조사 의사망추적결과 사회경제적위치 N 사망자수상대비 (95% CI) 자가평가생활수준 보통이상 ( 매우잘사는편, 잘사는편, 보통 ) 3, 못사는편 2, (1.08~1.82) 아주못사는편 (1.13~2.40) 자가평가생활수준 매우잘사는편, 잘사는편 보통 2, (0.53~3.26) 못사는편 2, (0.74~4.49) 아주못사는편 (0.84~5.46) 의료보장종류 (5종류구분 ) 공교보험 직장보험 1, (0.73~ 1.86) 지역보험 3, (1.02~ 2.44) 의료급여 (0.93~ 3.02) 미가입상태 (2.01~12.17) 의료보장종류 (3종류구분 ) 건강보험 5, 의료급여 (0.79~1.94) 미가입상태 (1.61~8.19) 의료보장유형에따른사망률차이도나타났다. 공교의료보험대상자들을기준으로할때, 직장의료보험대상자의사망위험상대비는 1.17(95% 신뢰구간 : 0.73~1.86) 이었다. 한편, 지역의료보험대상자의상대비는 1.58(95% 신뢰구간 : 1.02~2.44) 로공교의료보험대상자보다사망위험이높았고, 의료급여대상자들의사망위험상대비는 1.68(95% 신뢰구간 : 0.93~3.02) 이었다. 여러가지이유로 ( 불필요하다고생각하거나제도를반대하여의료보험에가입하지않은사람

100 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 101 들, 기타이유로의료보험에가입하지않은사람들 ) 조사당시의료보험에가입하지않은사람들의사망위험은높아 4.95배 (95% 신뢰구간 : 2.01~12.17) 이었다. 의료보장유형을의료보험과의료급여, 기타로나누어사망위험을비교한결과, 의료보험대상자및의료급여대상자간의사망위험의차이는발견되지않았지만, 의료보험에가입되어있지않은사람들의사망위험은의료보험대상자들에비하여 3.63배높았다 (95% 신뢰구간 : 1.61~8.19). 5. 교육수준과직업계층에대한신뢰도 1998년도국민건강 영양조사 의 30세이상자의주민등록번호를이용하여 1999년~2003년까지통계청의사망확인서비스로사망여부를확인한결과 264 명이사망한것으로조사되었다. 사망등록자료상교육수준이미상으로기재된 1명을제외하여교육수준과직업계층에서의신뢰도수준을분석하였다. 1998년도국민건강 영양조사 에서보고된교육수준과사망등록자료의교육수준을비교한결과 ( 표 3-6참조 ), 전체의 71.9%(189 명 ) 의교육수준이일치하는것으로나타났다. 전체 263명의사망자에대한교육수준 (5단계) 의단순카파값 (simple Kappa) 은 0.60(95% 신뢰구간 : 0.53~0.68), 가중카파값 (weighted Kappa) 은 0.73(95% 신뢰구간 : 0.67~0.79) 으로나타났다 ( 표 3-7 참조 ). 1998년도국민건강 영양조사 에서무학으로보고된사람들중에서 78.6% 는사망등록자료에서도무학으로기재되어있었지만, 나머지 21.4% 는보다상위교육수준으로보고되었다. 반면 1998년도국민건강 영양조사 에서초등학교학력을가진사람중, 일부 (11.7%, 9명 ), 중학교학력자중일부 (3.4%, 1명 ) 가사망등록자료에무학으로기재되었다. 결과적으로 1998년도국민건강 영양조사 에서는 112명의무학자가있었지만, 사망등록자료에서는 98명의무학자 (112명의 87.5%) 가있는것으로나타났다. 이러한양상은연령군을바꾸어분석하여도 ( 예 : 연구대상자를 30~64세연령군으로하여분석 ) 비슷한양상이었다. 이처럼 1998년도국민건강 영양조사 에서의무학자수보다사망등록자료에서의무학자수가작았지만, 초등학교, 중학교, 고등학교학력에서는이와반대

101 102 의양상으로, 사망등록자료에서의적게보고된무학자수를상쇄하는양상이었다. 즉, 1998년도국민건강 영양조사 에서는초등학교, 중학교, 고등학교학력자가각각 77명, 29명, 33명이었지만, 사망등록자료에서는각각 89명, 30명, 35명이었다. < 표 3-7> 은 1998년도국민건강 영양조사 자료와사망등록자료간교육수준의일치율과카파값을교육수준분류방법을달리하여, 성, 연령별로제시하였다. 전반적으로교육수준구분수가적을수록일치율과카파값은높아지는양상이었다. 즉, 교육수준을초등학교및무학, 중학교, 고등학교, 대학이상의 4단계로나누었을때, 전체의 83.7% 가 1998년도국민건강 영양조사 자료와사망등록자료간교육수준이일치하였고, 단순카파값은 0.64(95% 신뢰구간 : 0.55~0.73) 이었는데, 중학교학력과고등학교학력을합쳐교육수준을 3단계로나누었을때는각각 89.4% 와 0.75(95% 신뢰구간 : 0.67~0.84) 로일치도가증가하는양상이었다. 표 년도국민건강 영양조사 자료의교육수준과사망등록자료의교육수준비교 ( 단위 : %) 통계청사망등록자료 1998년도국민건강 영양조사자료 무학 초등학교 중학교 고등학교대학교이상 계 무학 88 (78.6) 9 (11.7) 1 (3.4) 0 (0.0) 0 (0.0) 98 초등학교 22 (19.6) 56 (72.7) 4 (13.8) 6 (18.2) 1 (8.3) 89 중학교 1 (0.9) 10 (13.0) 14 (48.3) 5 (15.2) 0 (0.0) 30 고등학교 1 (0.9) 2 (2.6) 10 (34.5) 21 (63.6) 1 (8.3) 35 대학교이상 0 (0.0) 0 (0.0) 0 (0.0) 1 (3.0) 10 (83.4) 11 계 112 (100.0) 77 (100.0) 29 (100.0) 33 (100.0) 12 (100.0) 263

102 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 103 표 년도국민건강 영양조사 자료와사망등록자료간교육수준의일치율과카파값 단순카파값 N 일치율 (%) (95% CI) 5단계교육수준 ( 무학, 초등학교, 중학교, 고등학교, 대학교이상 ) 가중카파값 (95% CI) 전체 (0.53~0.68) 0.73 (0.67~0.79) 성별 남자 (0.45~0.64) 0.70 (0.62~0.78) 여자 (0.49~0.77) 0.68 (0.54~0.81) 연령군별 30~64세 (0.41~0.66) 0.67 (0.56~0.77) 65세이상 (0.48~0.69) 0.70 (0.61~0.79) 4단계교육수준 ( 초등학교이하, 중학교, 고등학교, 대학교이상 ) 전체 (0.55~0.73) 0.74 (0.66~0.82) 성별 남자 (0.53~0.73) 0.73 (0.65~0.82) 여자 (0.22~0.78) 0.57 (0.28~0.85) 연령군별 30~64세 (0.48~0.73) 0.69 (0.57~0.80) 65세이상 (0.44~0.75) 0.71 (0.56~0.85) 3단계교육수준 ( 초등학교이하, 중학교및고등학교, 대학교이상 ) 전체 (0.67~0.84) 0.78 (0.69~0.86) 성별 남자 (0.66~0.85) 0.78 (0.66~0.89) 여자 (0.26~0.85) NA 1) 연령군별 30~64세 (0.56~0.82) 0.71 (0.58~0.84) 65세이상 (0.59~0.90) 0.78 (0.64~0.92) 주 : 1) 대학교이상학력의여자가없었기때문에가중카파값이계산되지못하였음.

103 104 직업계층에대해서도 1998년도국민건강 영양조사 와사망등록자료를비교하였다 ( 표 3-8 참조 ). 1998년도국민건강 영양조사 에서비육체노동자로보고된 12명의사망자중에서 4명 (33.3%) 만이사망등록자료에서비육체노동자로구분되었고, 절반은기타로분류가이루어졌다. 사망등록자료에서기타로분류된 6명중 4명은무직이었다. 한편 1998년도국민건강 영양조사 에서육체노동자로보고된 88명의사람중에서 50명 (56.8%) 은사망등록자료에서육체노동자로분류되었지만, 7명 (8.0%) 은비육체노동자로, 31명 (35.2%) 은기타로분류되었다. 기타로분류된 31 명중에서 28명은무직이었다. 표 년도국민건강 영양조사 자료의직업계층과사망등록자료의직업계층비교 ( 단위 : %) 1998 년도국민건강 영양조사자료 비육체노동자육체노동자기타계 비육체노동자 4 (33.3) 7 (8.0) 2 (1.2) 13 통계청사망등록자료 육체노동자기타 2 (16.7) 6 (50.0) 50 (56.8) 31 (35.2) 30 (18.4) 131 (80.4) 계 12 (100.0) 88 (100.0) 163 (100.0) 263 이처럼 1998년도국민건강 영양조사 와사망등록자료에서의비육체노동자및육체노동자의직업계층이일치하는경우가높지는않았지만, 1998년도국민건강 영양조사 에서기타로분류되었던사람중에서사망등록자료에서비육체노동자또는육체노동자로분류가이루어져, 각집단별 1998년도국민건강 영양조사 와사망등록자료간의사망자수의차이는크지않은것으로나타났다. 즉, 1998년도국민건강 영양조사 에서는비육체노동자, 육체노동자, 기타집단

104 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 105 이각각 12명, 88명, 163명이었는데, 사망등록자료에서는각각 13명, 82명, 168명이었다. 하지만, 하지만, 대상연령군을바꾸어분석하면다른양상이었다. 30 세~64세의사망자 104명을대상으로할경우, 1998년도국민건강 영양조사 에서는비육체노동자, 육체노동자, 기타집단이각각 8명, 59명, 37명이었는데, 사망등록자료에서는각각 12명, 41명, 51명이었다. 즉, 상대적으로사망등록자료에서비육체노동자의수는증가한데반해, 육체노동자의수는감소하는양상이었다. 직업계층에대해서성, 연령별로일치율과카파값을 < 표 3-9> 에제시하였다. 그결과전체의 70.3%(185명 ) 가직업계층이일치하는것으로나타났다. 단순카파값은 0.40 (95% 신뢰구간 : 0.30~0.51) 로교육수준에서의카파값과비교하여낮은수준이었다. 사망등록자료의여자에서비육체노동자로분류된사람이없어, 이들그룹에서의카파값은계산되지못하여, 그룹간일치도의비교는어려웠다. 표 년도국민건강 영양조사 자료와사망등록자료간직업계층 ( 비육체노동자 / 육체노동자 / 기타 ) 의일치율과카파값 N 일치율 (%) 카파값 (95% CI) 전체 (0.30~0.51) 성별남자 (0.19~0.45) 여자 NA 1) 연령군별 30~64세 (0.15~0.45) 65세이상 (0.24~0.57) 주 : 1) 사망자료에서비육체노동자가없었기때문에카파값이계산되지않았음.

105 분석결과의고찰가. 사망률의사회경제적차이분석결과의논의 1) 계단형의사회경제적사망률불평등연구결과교육수준, 직업계층, 소득수준, 자기평가생활수준과같은순서형지표에서계단형의사회경제적사망불평등이파악되었다. 이와같은계단형의사망률불평등양상은절대적빈곤과건강과의관련성에초점을맞추었던기존생각을바꾸는것이다. 즉, 절대빈곤층에서뿐만아니라사회의모든계층간에사회경제적사망률불평등이존재하는것이다. 이러한계단형의사망률불평등은대부분의외국연구에서관찰되는현상으로, 건강의사회경제적불평등기전에대한논란을불러일으키면서특히사회계층에따른스트레스등심리사회적기전의역할이강조된바있다 (Marmot et al., 1984; Adler et al., 1994; Adler & Ostrobe, 1999; Marmot, 1999). 물질적요인을강조하는입장에서는생애에걸친각종위험요인의다양한조합에의한폭로가궁극적으로성인에서의사회경제적사망률불평등을만든다는것이다 (Bartley, 2004). 이러한계단형의사회경제적사망률불평등의원인이어디에어느만큼있는지에대해구체적인연구를통하여밝혀져야할과제이다. 계단형의사망률불평등은우리나라의비연계자료연구들 (Kim, 1990; Son, 2001; Son et al., 2002; Khang et al., 2004a; Khang et al., 2004b) 에서도밝혀진바있다. 연계자료를이용한연구의경우는조홍준 (1997), Song & Byeon(2000) 의연구에서공무원교직원의료보험자료를이용하여소득수준별사망률불평등이제시되어있기는하나이들자료들은우리나라의대표성의측면에서한계가있다. 강영호 (2004) 는대표성있는연계자료 ( 한국노동패널조사자료 ) 를사용하여사망률불평등을평가하였지만사회경제적위치지표를이분형을나누었기때문에계단형의사망률불평등양상은보고되지않았다.

106 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 107 2) 다양한사회경제적위치변수에따른사망률불평등이연구에서는사회경제적위치변수를여러가지로분석하였다. 직업의경우, 비육체노동자를기준으로할때, 육체노동자의사망위험은 3배정도높은데반해 (RR=2.73, 95%, 신뢰구간 : 1.47~5.06), 주부, 무직자등으로구성되는기타군은 5배정도 (RR=4.94, 95%, 신뢰구간 : 2.64~9.24) 의사망위험을보였다. 직업계층의경우, 상층 / 중상 / 구중간 / 신중간계층과비교하여노동계층의사망위험은 1.67배높은양상이었지만, 통계적으로유의하지는않았다 (95% 신뢰구간 : 0.84~3.35). 농어업노동에종사하는자영자계층 (Class Ⅴ) 의사망위험의상대비는 1.69(95% 신뢰구간 : 0.93~3.07) 이었고, 노동시장에참여하고있지않은기타군의사망위험상대비는 2.76(95% 신뢰구간 : 1.52~5.01) 이었다. 이러한연구결과는단순히직장에서의위험요인의폭로뿐만아니라, 노동시장에서배제되거나노동시장에참여하지못하고있는사람들, 또는고용-피고용관계에있지않은사람들에서의위험요인의폭로또한, 사회경제적사망률불평등을설명하는데에고려되어야한다는점을시사한다. 이러한점은 Davey Smith과 Harding(1997) 이잘지적하였는데, 이들은직무통제의건강효과를입증한 Marmot 등 (1997) 의연구결과를비판하면서직업을갖고있지않은사람들에서도사회경제적사망률불평등이있다는점을강조함으로써, 직무통제와같은심리사회적요인으로사회경제적건강불평등을모두설명할수없다는점을보였다. 경제위기를겪은우리나라에서최근노동시장에서의고용의불안정성은매우큰사회적문제로대두되고있다. 통계청자료에따르면우리나라임금노동자중에서임시직또는일용직과같은비정규직노동자가차지하는비중은경제위기이전인 1996년도의 43.2% 에서 2002년도에는 51.6% 로증가하였다 ( 통계청, 2004). 경제적상황이나고용상태와건강간의관련성은보다복잡한양상을띠며 (Benavides et al., 2000; Tapia Granados, 2003), 일반적으로경제적불황또는경제위기는건강에악영향을끼치는것으로알려져있다 (Musgrove, 1987; Cutler et al., 2003).

107 108 본연구결과는상용근로자를기준으로할때, 임시및일용직근로자의사망위험이 3.01배높았다 (95% 신뢰구간 : 1.50~6.03). 우리나라의고용불안정성이확대되고고용조건이악화되고있는상황에서, 이와같은결과는임시및일용직근로자에있어서의건강문제도매우중요한문제로다루어져야함을시사한다. 본연구에서는가구소득은가구균등화지수를적용한경우와실제가구소득을그대로사용한경우모두에서사망률불평등을보였다. 주18) 자기평가생활수준과의료보장유형도사회경제적위치지표로볼수있어사망률의차이를분석하였다. 자기평가생활수준의경우, 대부분의응답자들이 보통, 못사는편, 아주못사는편 으로응답하였기때문에, 객관적인생활수준의차이가모호하게되었을가능성은있지만, 여전히이지표에따른사망률차이도계단형의양상을보였다. 공교의료보험대상자에비하여지역의료보험대상자의사망위험은높은양상을나타냈다. 한편, 의료보험이나의료급여대상자간의사망률의차이는통계적으로유의하지않았지만, 의료보장을받지못하고있는사람들의경우통계적으로유의하게사망률이높았다. 1998년도조사당시의료보장을받고있지못한구체적인이유 ( 예 : 경제적어려움으로인하여의료보험료연체로의료보험자격이박탈되는등 ) 에대해서는정보가부족하기때문에, 정확한사회경제적상태를파악하기는어렵다. 하지만, 의료보장을받지못하는 60명의대상자 ( 남녀각각 30명 ) 의상당수 (60%) 는 30~49세의비교적젊은연령층이고, 65세이상노인은 11.7% 에지나지않았고, 상당수가무직또는주부 (53.3%) 이거나서비스 판매근로자 (13.3%), 단순노무직근로자 (15.0%) 로나타났다. 아마도이들중상당수는의료급여대상자가되기는어렵지만, 실직등으로경제적어려움때문에의료보험료미납에따른의료보험적용을받지못하는사람들일가능성이있다. 주 18) 실제가구소득수준별사망률의차이는가구균등화지수를적용한가구소득등급별사망률차이에비하여일반인들에게보다쉽게이해될수있다는장점이있다.

108 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 109 나. 신뢰도분석결과의고찰 1) 일치도수준의평가교육수준의신뢰도는학력이어떻게측정되었느냐에따라영향을받을수있다. 사망등록자료는학력이졸업을기준으로하도록되어있고, 1998년도국민건강 영양조사 지침서에서도졸업을기준으로하도록되어있기때문에, 학력판단기준의차이에따른문제는없다. 직업의경우도모두한국표준직업분류상의직업대분류에따라사망등록자료와 1998년도국민건강 영양조사 에직업이보고되었기때문에, 기준의차이에따른문제는없다고할수있다. 연구결과 1998년도국민건강 영양조사 에서보고된교육수준과사망등록자료의교육수준간의단순카파값은교육수준을 5단계로할경우 0.60, 4단계로할경우 0.64, 3단계로할경우 0.75로, Landis와 Koch(1977) 가제시한기준으로볼때상당한 (substantial) 수준의일치정도를보인것으로나타났다. 주19) 가중카파값을기준으로할경우에는모든경우상당한수준의일치도를보였다. 일치율은 71.9% 에서 89.4% 수준을기록하였다. 하지만직업계층의신뢰도는교육수준의신뢰도보다낮은수준을나타냈다. 전제집단을대상으로하였을때, 단순카파값은 0.40으로중간 (fair) 수준의일치정도를나타냈고, 남자와 30~64세연령대에서도 0.30 수준으로중간수준의일치정도를보였다. 2) 기존국내외연구결과와의비교교육수준은실제보다높게보고되는경향이있다 (Liberatos, 1988). 하지만, 비연계자료를이용한사회경제적사망률불평등연구에있어서현실적으로더중요한문제는센서스자료와사망등록자료간의교육수준의신뢰도이다. 주 19) Landis & Koch(1977) 가제시한바에따르면, Kappa 통계량이 0.00 미만인경우는 poor, 0.00~ 0.20 은 slight, 0.21~0.40 은 fair, 0.41~0.60 은 moderate, 0.61~0.80 은 substantial, 0.81~1.00 은 almost perfect 로일치도수준을평가하였다.

109 110 교육수준에있어서조사자료와사망등록자료간의신뢰도를다룬 Shai & Rosenwaike(1989), Sorlie & Johnson(1996) 의연구에서는조사자료에비하여사망등록자료에서교육수준이높게보고되는경향이있다고보고하였지만, Rosamond 등 (1997) 의연구에서는오히려사망등록자료에서교육수준이약간낮게보고되는경향을보고하였다. 본연구에서는조사자료에비하여사망등록자료에서교육수준이높게보고되는경향을보였는데, 무학이초등학교나중학교학력으로기재되는양상이뚜렷하였다. 본연구에서 Rosamond 등 (1997) 과같이교육수준을 3단계로구분할경우일치율은 89.4% 이었다. 직업에있어서조사자료와사망등록자료간의신뢰도문제에대해서는직업별사망률 ( 특히암사망률 ) 측정과관련하여다수의연구가미국을중심으로이루어진바있다. 이들연구의결과에따르면, 일치율은직업을어떻게분류하느냐에따라증감이있지만산업분야의경우 50~80%, 직업의경우이보다낮은약 45~70% 를보였다 (Andrews & Savitz, 1999). 교육수준과직업의일치도에대한우리나라연구로는다소오래전의공세권등 (1983) 의연구와비교적최근의손미아 (2001) 의연구를들수있다. 공세권등 (1983) 은 1981년에사망신고된 994명을대상으로약 1년후인 1982년 9월에해당사망자가정을방문하여사망자의교육수준, 직업, 결혼상태, 사망원인, 사망장소등에대한정보를얻은것이다. 연구결과, 학력의경우일치율은 79.1% 이었고, 직업의일치율은 77.6% 이었다. 손미아 (2001) 는우리나라사망등록자료와근로복지공단에산재로인한보상신청을받기위하여신청한산재사망자료를이용하여 6,866명에서의직업, 교육, 사망원인의일치율을평가하였다. 그결과직업계층을비육체노동자와육체노동자로나눌경우의일치율은 78.4%, 카파값은 0.49로나타났고, 교육수준의경우 4단계 ( 초등학교및무학, 중학교, 고등학교, 대학교 ) 로나눈경우, 일치율은 46.9%, 카파값은 0.25인것으로나타났다. 이들국내연구의결과와본연구결과를직접비교하기에는연구대상이상이한점 ( 농촌주민, 산재대상자 vs. 전국대표표본에서의사망자 ), 연령대가다른점, 교육수준및직업분포의차이등의문제가있다. 하지만, 전반적으로기존국내연구의결과, 본연구보다직업에서의일치정도가높은양상이었다.

110 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 111 이러한양상은아마도자료수집방법상의차이에서기인한측면이클것으로보인다. 본연구에서사망당시의직업은면접조사시직업과는다른직업을가졌거나무직으로사회이동이일어났을가능성이있다. 주20) 공세권등 (1983) 과손미아 (2001) 의연구의경우, 사망등록자료의사망자직업을사후에재확인하는방식으로수집된자료를토대로직업에서의일치도를보았기때문에, 응답자 ( 또는산재신고자 ) 들은사망자의사망당시직업을비교적정확하게응답할수있었을것이다. 특히우리나라의사망신고서의직업은 사망의원인이되는질병또는사고가발생한때의직업 을기재하도록되어있어, 산재로사망한사람의경우사망등록자료와산재사망자료간의직업의일치도가높을가능성이있다. 3) 기존비연계자료연구결과에대한함의사회경제적위치에대한신뢰도연구결과는기존비연계자료연구결과의타당성에대한정보를제공할수있다. 기존비연계자료연구결과가타당성을갖기위해서는센서스조사와사망자료가 100% 에이르는완전성을갖추어야하고, 두자료간의성별, 연령, 사회경제적위치지표의일치도가확보되어야한다. 일반적으로성별과연령자료의신뢰성은매우크다. 결국비연계자료의타당성에가장큰영향을주는요인은센서스조사와사망등록자료간의사회경제적지표의신뢰도이다. 주21) 신뢰도를평가하기위해서는사망등록자료에서사망자의사회경제적위치를센서스조사에서의사회경제적위치와직접비교하는방법이최선이다. 하지만센서스조사와유사한방식으로이루어지는서베이조사자료의교육, 직업등 주 20) 실제 1998 년도국민건강 영양조사 에서비육체노동자이었던 12 명의사람중에서 4 명만이사망등록자료에서비육체노동자로구분되었고, 4 명은무직으로사망등록이이루어졌다. 또한 1998 년도국민건강 영양조사 에서육체노동자로보고된 88 명의사람중에서 28 명은사망등록자료에서무직으로구분되었다. 주 21) 사망자료의완전성에영향을주어사회경제적사망률불평등의크기를좌우할수있는요인들로는이민자 ( 해외 / 국내 ), 해외유학생, 해외근로자등이있을수있지만, 이들요인의효과는그리크지않을것으로보고된바있다 (Khang et al., 2004a).

111 112 지표와사망등록자료의동일지표를비교하여검토할수있다. 교육수준에서의일치도연구결과는, 기존비연계연구결과 (Son, 2001; Son et al., 2002; Khang et al., 2004a) 가이상적인수준은아니지만상당한정도신뢰성이있을것이라는점을시사한다. 특히본연구결과무학의경우 1998년도국민건강 영양조사 보다사망등록자료에서의사망자가적은것으로나타나 (112 명 98명 ), 기존의 Khang 등 (2004a) 의연구에서무학에서높은사망률의상대비가자료상의오류라기보다는실제상황을반영한것이라고볼수있다. 반면, 사망등록자료에서의적게보고된무학자수를초등학교와중학교학력에서상쇄하는양상이었으므로, 기존 Khang 등 (2004a) 의연구에서초등학교중학교의상대비는다소과대추정되었을가능성이있다. 한편, 비연계자료를이용한직업계층에따른사망률차이 (Son et al., 2002) 는다소과소추정되었을가능성이높다. 연구결과, 30~64세의사망자 104명중, 1998년도국민건강 영양조사 에서는비육체노동자, 육체노동자, 기타집단이각각 8명, 59명, 37명이었는데, 사망등록자료에서는각각 12명, 41명, 51명으로, 사망등록자료에서비육체노동자의수는증가한데반해, 육체노동자의수는감소하는양상이었다. 결과적으로연계자료가아닌비연계자료를이용하여비육체노동자 / 육체노동자간사망률불평등을연구한다면, 원래의사망위험의상대비보다낮은상대비를산출하게될것이다. 실제로 30세이상전연령과 30~ 64세연령군에서의교육수준과직업에서의사망위험의상대비를계산하면, 기존비연계자료연구 (Son et al., 2002) 와달리직업계층에있어서의사망위험의상대비가낮다고할수없다 ( 표 3-10 참조 ).

112 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 113 표 세이상연령과 30~64 세연령군에서의교육수준과직업계층에따른사망률상대비 N 사망자수 성, 연령보정시상대비 성, 연령, 교육수준, 직업계층보정시상대비 30세이상남녀대상자교육수준대학 고등학교 1, (0.67~2.52) 1.06 (0.54~2.08) 중학교 (0.71~2.84) 1.13 (0.56~2.29) 초등학교 1, (0.89~3.27) 1.39 (0.72~2.70) 무학 (1.12~4.40) 1.87 (0.93~3.74) 직업계층비육체노동자 1, 육체노동자 2, (1.47~5.06) 2.43 (1.28~4.64) 기타 1, (2.64~9.24) 4.71 (2.48~8.95) 30~64세남녀대상자교육수준대학 고등학교 1, (0.71~3.47) 1.00 (0.44~2.27) 중학교 (0.79~4.32) 1.09 (0.45~2.63) 초등학교 1, (1.04~5.38) 1.33 (0.56~3.12) 무학 (1.71~11.78) 2.52 (0.94~6.73) 직업계층비육체노동자 1, 육체노동자 1, (2.10~9.36) 3.93 (1.77~8.71) 기타 1, (2.89~13.97) 6.18 (2.75~13.88) 4) 연구자료의한계와향후연구방향이연구에사용한자료는몇가지한계를가지고있다. 사망자의수가많지않아보다세분화한연령군에서의신뢰도가평가되지못하였으며, 사망원인별사회경제적사망률불평등을평가하여야하지만, 이를위해서는보다많은사망자가확보되어야한다.

113 114 이러한한계를극복하기위하여는앞으로지속적으로 1998년도국민건강 영양조사 대상자를추적하여보다많은사망자를확보하는방법이있다. 하지만, 이는몇가지한계에부딪힐수밖에없다. 사망원인별, 직업세부분류에서의신뢰도를평가하기위해서는추적해야할기간이길어질수밖에없다는단점이있다. 또한직업은시간에따라바뀔확률이커지며, 교육또한일부바뀔가능성이있다. 이러한상황에서보다직접적으로보다많은사망자를대상으로신뢰도평가를하는것이향후연구과제인데, 사망등록자료에서의사망자와센서스조사의교육수준과직업을연계하여평가하는연구가그것이다. 이렇게할경우보다많은사망자수의확보가가능하고, 기존의비연계자료연구결과의타당성평가에필요한사회경제적위치의신뢰도를이연구보다직접적인방식으로파악할수있을것이다. 제 2 절사회경제적사망률불평등의관련요인분석 본절에서는우리나라에서사회경제적사망률불평등관련요인, 즉, 불평등의기전을파악하기위하여다음의두가지부분을분석하고자한다. 첫째, 월가구소득을현재의사회경제적위치지표로하여사망률불평등의기전에해당하는지표들 ( 임상적위험요인, 행태요인, 심리사회적요인, 어릴적폭로지표 ) 의사회경제적불평등분포를파악한다. 둘째, 이들임상적위험요인, 행태요인, 심리사회적요인, 어릴적폭로지표가사회경제적사망률불평등에기여하는정도를밝힌다. 1. 연구자료및분석방법 가. 연구자료 본연구에서사용한자료는앞서사회경제적사망률불평등연구에사용한 30

114 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 115 세이상 5,607명의대상자중에서, 보건의식행태조사에참여하지않은대상자를제외한 5,437명의남녀이다. 이들의성별, 연령별대상자수와사망자수는 < 표 3-11> 과같다. 연구대상자수가감소하였기때문에, 30세이상사망자수또한당초 264명에서 242명으로줄었다. 표 3-11 사회경제적사망률불평등관련요인분석에서의성 연령별연구대상자수와사망자수 연령군 남자여자 N 사망자수 N 사망자수 30~39세 ~49세 ~59세 ~69세 ~79세 세이상 계 2, , 나. 사회경제적위치지표사회경제적위치지표는월가구소득으로, 월 200만원이상, 월 100~199만원, 월 100만원미만의 3개군으로나누었다. 이보다세분화된소득구분이나가구균등화지수를적용한소득분위 (5분위또는 4분위 ) 를이용하였을때도, 연구결과는아래에제시한것과비슷한양상이었다. 다. 사망률불평등기전과관련된변수 사망률불평등의기전과관련하여다양한변수들이분석에사용되었다.

115 116 1) 임상적위험요인분석에포함된임상적위험요인으로는체질량지수, 수축기혈압, 총콜레스테롤, 혈당이었다. 비만의기준과체질량지수의분류기준은우리나라에서도여전히큰논란사항이나세계보건기구서태평양지역에서제시되고있는아시아지역성인의체질량지수 (BMI) 분류기준 (Inoue et al., 2000) 에서 BMI 18.5 미만인경우저체중, 18.5~22.9는정상범위, 23.0~24.9는비만위험 (at risk), 25.0~29.9 1도비만 (obese I), 30 이상은 2도비만 (obese Ⅱ) 으로정하고있다. 본연구에서는 BMI 30 이상, 25.0~29.9, 18.5~24.9, 18.5 미만으로나누었고, 성, 연령보정사망률이가장낮은 BMI 25.0~29.9 군을기준으로사망위험상대비를추정하였다. 수축기혈압은 160mmHg 이상, 140~159mmHg, 140mmHg 미만의세개의군으로나누고, 140mmHg 미만을기준으로사망률상대비를구하였다. 총콜레스테롤은고콜레스테롤혈증이라고할수있는 240mg / dl이상과 200~239mg / dl, 200mg / dl미만의집단으로나누었다. 공복시혈당은 125mg / dl이상, 110~124mg / dl, 110mg / dl미만의세개군으로나누었다. 2) 건강관련행태요인건강관련행태요인으로는흡연, 음주, 규칙적운동, 건강검진이분석에포함되었다. 흡연력은피운적이없는군을기준으로하여, 현재매일피우고있는사람들의경우, 20개피이상과미만으로나누어사망률상대비를구하였다. 음주를하는사람들의경우, 음주횟수와횟수당음주량에대한정보를이용하여음주량을구한다음, 이를 4분위로나누었다. 가장낮은음주량 4분위를기준으로하여, 사망률상대비를구하였다. 규칙적운동여부는 지난한달동안규칙적인운동을하고계십니까 라는질문에대한답변으로하였고, 건강검진여부는지난 2년동안건강검진경험여부로구분하였다.

116 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 117 3) 심리사회적요인심리사회적요인으로는우울수준, 스트레스수준, 결혼상태의세가지변수가사용되었다. 우울수준은 지난 1년동안얼마나자주슬프거나우울하다고느꼈습니까 라는질문에대한답변으로평가되었는데, 항상느꼈다, 가끔느꼈다, 거의느끼지않았다, 전혀느끼지않았다 로구성되었다. 스트레스수준은 평상시생활중에스트레스를어느정도느끼고계십니까 라는질문으로평가되었는데, 대단히많이느낀다, 많이느끼는편이다, 조금느끼는편이다, 거의느끼지않는다 의네가지로답변이구성되었다. 결혼상태는전통적으로심리사회적지지또는연계망 (network) 수준을결정짓는중요한요인으로평가되어왔다 (Berkman & Syme, 1979; Schoenbach et al., 1986; Kaplan et al., 1988). 4) 어릴적폭로요인사회경제적건강불평등에대한생애적관점연구에서빈번히사용되어온어릴적폭로지표는부모의사회경제적위치이다 (Davey Smith et al., 2001). 하지만부모의사회경제적위치에대한정보는일반적인건강관련조사에서누락되는경우가많다. 우리나라의경우, 한국노동패널조사에서부모의직업과교육수준을조사하고있어, 이를바탕으로한생애적접근이이루어진바있지만 ( 강영호, 2004), 국민건강 영양조사를포함한대부분의조사에서는부모의사회경제적위치가조사되고있지못하다. 하지만, 어릴적폭로지표로이들지표이외에도본인의교육수준 (Davey Smith et al., 1998; Lynch et al., 1997) 과신장 (Waaler, 1984; Nystrom Peck et al., 1987; Allebeck & Bergh, 1992; Leon et al., 1995; Gunnell et al., 1998; Davey Smith et al., 2000) 이사용되어왔다. 우리나라에서도어릴적폭로지표로서신장을이용한연구가있다 (Song et al., 2003; Kim et al., 2003; 강영호, 2003d). 본연구에서신장은남녀별로각각 3분위로나누었다.

117 118 라. 기저건강수준지표사회경제적건강불평등의기전에대한연구에있어서기저건강수준이고려되어야한다. 건강이좋지않은사람들은자신들의행태 ( 예 : 금연 ) 를바꿀수있기때문에, 사회경제적건강불평등에대한행태의기여정도에영향을줄수있다. 또한불건강한사람은낮은사회계층으로이동할수있는데 ( 선택설 ), 이러한선택설의가능성을배제하기위한방법으로연구시작당시에건강하지못한사람들을배제하거나, 기저건강수준을보정하는방법이사용될수있다. 이연구에서는 중증만성질환개수 와 주요활동제한정도 를기저건강지표로사용하였다. 중증만성질환은생존에영향을미칠수있는질병으로서이연구에서는암, 당뇨, 뇌졸중, 심장질환, 만성폐질환, 만성간질환 ( 간경변포함 ), 만성신질환이었다. 이들질환의개수는 0개, 1개, 2개이상으로분류하였다. 주요활동제한정도는 질병이나손상, 장애등으로인하여 3개월이상주요활동에지장이있습니까 라는질문에대한답변으로평가되었는데, 주요활동을전혀수행못함, 주요활동의양과종류에제한이있음, 활동에다소지장이있기는하나주요활동에는지장이없음, 활동에전혀지장이없음 의네가지군으로구분되었다. 활동에전혀지장이없음 을기준으로하여사망률상대비를구하였다. 마. 분석방법모든분석은 SAS 통계패키지를사용하였다. 우선사망률에영향을미치는요인의영향을분석하기위하여 SAS 통계패키지의 Proc PHREG을이용한콕스모형 (Cox's proportional hazards model) 을적용하였다 (Allison, 2000). 소득수준과개별위험요인들에서의사망률상대비와이의 95% 신뢰구간을제시하였다. 소득수준에따른위험요인들의분포는성, 연령보정유병률 (age-sex-adjusted prevalence rate) 의형태로표현되었다. 성, 연령보정유병률의경우, 전체연구대상자 (5,347명) 를표준인구집단으로하여직접표준화법 (direct standardization)

118 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 119 에따라각소득구간별성, 연령보정유병률과 95% 신뢰구간을구하였다. 사회경제적사망률불평등기전의효과는콕스모형을적용하여, 특정기전변수 (mechanism variables) 의보정전후소득수준별사망률상대비의변화정도로평가하였다. 이는국제적으로널리사용되는방법이다 (Otten et al; 1990; Lynch et al., 1996; Bartley, 2004). Explained Proportion = RR unadjusted-rr adjusted RR unadjusted -1 기저건강수준에따른사망률불평등기전의영향을고려하기위하여, 사회경제적사망률불평등기전의효과는다음과같은총 3가지의모형에서평가가이루어졌다. 즉, 모형 1은기저건강수준을고려하지않은모형이고, 모형 2는기저건강수준을보정한모형, 모형 3은기저건강수준이나쁜대상자를제외한분석모형으로, 모형 1과 2의대상자수는 5,347명이고, 모형 3의대상자수는 4,173명이다. 모형 3의사망자는 98명이었다. (1) 모형 1: 성, 연령 ( 연령 / 연령제곱 ), 시군구지역구분, 가구원수가보정된모형 (2) 모형 2: 모형 1 의변수외에 2 가지기저건강수준이보정된모형 (3) 모형 3: 기저건강수준변수중에서중증만성질환이있거나활동에제한이있는대상자를제외한표본에서모형 1 의변수들을보정한모형 2. 연구결과가. 소득수준및위험요인과사망률과의관련성 < 표 3-12> 에서와같이성, 연령, 시군구지역구분, 가구원수를보정한후, 소득수준에따라계단형의사망률불평등이나타났다. 주22) 성별, 연령, 시군구지역변수를보정한후, 혈중콜레스테롤을제외한임상적위험요인들은사망률 주 22) 성별과소득수준의교호작용은통계적으로유의하지않았다 (P=0.13).

119 120 과통계적으로유의한관련성을보였다. 체질량지수의경우, 성별, 연령, 시군구지역변수보정후사망률이가장낮은 25.0~29.9kg / m2를기준으로하였을때, 이보다낮은체질량지수를보인사람들에서통계적으로높은사망위험상대비를보였다. 체질량지수가 18.5~25.0kg / m2구간에있는사람들의사망위험은 73% 높았고 (95% 신뢰구간 : 1.16~2.89), 체질량지수가 18.5kg / m2미만으로저체중상태에있는사람들의사망위험은 2.46배 (95% 신뢰구간 : 1.50~4.03) 에이르렀다. 수축기혈압과혈당의경우계단형의사망률차이를보였다. 수축기혈압이 140mmHg 미만인군을기준으로할때, 140~159mmHg인사람들은 1.56배 (95% 신뢰구간 : 1.14~2.12), 160mmHg 이상인사람들은 1.74배 (95% 신뢰구간 : 1.24~2.44) 높은사망률을보였다. 혈당의경우, 110mg / dl미만을기준으로하였을때, 혈당이 100~124mg / dl인집단의사망위험은 1.52배 (95% 신뢰구간 : 1.09~ 2.12), 125mg / dl이상인집단의사망위험은 1.92배 (95% 신뢰구간 : 1.39~2.65) 이었다. 이연구에서사용한건강행태변수모두사망률과관련성을보였다. 흡연을전혀하지않은사람을기준으로담배를끊은사람과매일담배를피우는사람들의사망위험이통계적으로높았다. 특히매일담배를피우는사람의경우, 담배피우는양이많을수록사망위험이높은양상이었다. 음주량이가장낮은군을기준으로하였을때, 음주량이가장높은군과과거에는음주를하였지만, 현재는음주를하지않는사람들 ( 술을끊은사람 ) 에서의사망위험이통계적으로높았다. 규칙적운동의경우, 규칙적운동을하지않는사람에비하여규칙적운동을하는사람의사망위험상대비는 0.61(95% 신뢰구간 : 0.41~ 0.90) 이었다. 심리사회적요인들과사망률간에도통계적으로유의한관련성이관찰되었다. 지난 1년동안항상슬프거나우울하다고응답한사람들의사망위험은전혀그렇지않았던사람들에비하여 2.39배 (95% 신뢰구간 : 1.52~3.74) 높았다. 주관적스트레스수준에따른사망률차이도나타났는데, 평상시생활중에스트레스를거의느끼지않는사람에비하여대단히많이느끼는사람들의사망위험은 2.24배 (95% 신뢰구간 : 1.45~3.46) 높았다. 한편, 결혼상태에따라서도사망위험에차이를보였는데, 현재배우자가있는사람들을기준으로성, 연령, 지역변수보정후사망위험의상대비를구한결과, 미혼자들은 6.31

120 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 121 배 (95% 신뢰구간 : 3.13~12.72) 사망위험이높았고, 사별 / 이혼 / 별거중인사람들은 1.77배높았다 (95% 신뢰구간 : 1.23~2.53). 교육수준은사망률과깊은관련성을나타내어, 계단형의사망률불평등을보였다. 신장의경우도사망률과의관련성을보였는데, 상위 1/3에비하여중위 1/3, 하위 1/3군의사망위험이높은양상을보였다. 표 3-12 소득수준및위험요인과사망률과의관련성 N (%) 사망자수 상대비 (95% 신뢰구간 ) 월가구소득 200만원이상 1,367 (25.1) ~199만원 2,066 (38.0) (1.16~2.89) 100만원미만 2,004 (36.9) (1.45~3.75) 체질량지수 (Kg/m 2 ) 18.5 미만 229 ( 4.2) (1.50~4.03) 18.5~24.9 3,638 (66.9) (1.19~2.52) 25.0~29.9 1,433 (26.4) 이상 137 ( 2.5) (0.43~4.55) 수축기혈압 (mmhg) 140 미만 4,224 (77.7) ~ (14.5) (1.14~2.12) 160 이상 426 ( 7.8) (1.24~2.44) 콜레스테롤 (mg/dl) 200 미만 3,388 (62.3) ~239 1,517 (27.9) (0.57~1.05) 240 이상 532 ( 9.8) (0.82~1.80) 혈당 (mg/dl) 110 미만 4,241 (78.0) ~ (11.4) (1.09~2.12) 125 이상 576 (10.6) (1.39~2.65) 흡연력피운적없음 3,050 (56.1) 현재끊음 557 (10.2) (1.19~2.79) 가끔피움 104 ( 1.9) (0.92~5.04) 매일 20개피미만 735 (13.5) (1.25~2.84) 매일 20개피이상 991 (18.2) (1.50~3.45) 주 : 월가구소득의경우, 성, 연령, 가구원수, 시군구지역변수가보정되었고, 다른변수들은성, 연령, 시군구지역변수가보정되었음.

121 122 표 3-12 계속 N (%) 사망자수상대비 (95% 신뢰구간 ) 음주전혀안마심 1,737 (31.9) (1.06~3.37) 현재안마심 / 끊음 312 ( 5.7) (2.37~7.82) 음주량 1분위 ( 최저분위 ) 940 (17.3) 음주량 2분위 734 (13.5) (0.39~1.97) 음주량 3분위 852 (15.7) (0.98~3.49) 음주량 4분위 ( 최고분위 ) 862 (15.9) (1.37~4.67) 규칙적운동아니오 4,409 (81.1) 예 1,028 (18.9) (0.41~0.90) 지난 1년동안슬프거나우울하다고느낀빈도 전혀느끼지않음 695 (12.8) 거의느끼지않음 1,323 (24.3) (0.66~1.68) 가끔느낌 2,796 (51.4) (0.89~2.02) 항상느낌 623 (11.5) (1.52~3.74) 스트레스정도거의느끼지않음 992 (18.2) 조금느낌 2,450 (45.1) (0.62~1.22) 많이느낌 1,620 (29.8) (0.78~1.57) 대단히많이느낌 375 ( 6.9) (1.45~3.46) 결혼상태결혼 ( 유배우 ) 4,575 (84.1) 미혼 153 ( 2.8) (3.13~12.72) 이혼 / 별거 / 사별 709 (13.0) (1.23~2.53) 교육수준대학 830 (15.3) 고등학교 1,709 (31.4) (0.72~2.71) 중학교 911 (16.8) ~3.19) 초등학교 1,268 (23.3) (0.97~3.67) 무학 719 (13.2) (1.06~4.37) 신장상위 1/3 1,816 (33.4) 중위 1/3 1,800 (33.1) (1.01~2.38) 하위 1/3 1,821 (33.5) (0.92~2.14)

122 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 123 나. 소득수준에따른관련요인의분포 < 표 3-13> 에서와같이성, 연령 (5세단위 ) 을보정한후, 소득수준에따라관련요인의비율을비교하였다. 임상적위험요인들은전반적으로소득수준에따른차이를보이지않았다. 그러나체질량지수가 18.5 미만은상위소득군 (200만원이상 ) 에비하여하위소득군에서의비율이통계적으로유의하게높았다. 건강행태의경우, 일부세부항목에서분포의차이를보였다. 즉, 흡연의경우, 하루 20개피이상흡연율에서소득수준간통계적으로유의한차이를보였고, 규칙적운동의경우소득수준에따른차이가계단형으로명확하였다. 하지만, 음주의경우소득수준간차이가유의하지않았다. 낮은소득계층의대상자들은전반적으로좋지않은심리사회적요인을가지고있는것으로나타났다. 지난 1년간슬픔이나우울을 항상느꼈던 대상자의비율은상위소득군에비하여하위소득군에서 2배가넘는양상이었다 (15.4% 대 7.4%). 스트레스를 대단히많이느끼는 사람의성, 연령보정비율도낮은소득군 (100만원미만 ) 에서통계적으로높은양상이었다. 또한낮은소득군에서의미혼의비율과이혼 / 별거 / 사별의비율또한높은소득군보다높은양상이었다. 교육수준과성인기신장또한소득수준에따라차이를보였다. 낮은교육수준의성, 연령보정비율은낮은소득군에서높은양상이었고, 높은교육수준의성, 연령보정비율은높은소득군에서높은양상이었다. 성, 연령의효과를보정한후에도성인기신장은소득수준과깊은관련성을보이는것으로나타났다. 즉, 신장에있어서상위 1/3의비율은 200만원이상소득군에서높은양상이었지만, 하위 1/3의비율은 100만원미만소득군에서높은양상이었다.

123 124 표 3-13 소득수준에따른위험요인의성, 연령 (5 세단위 ) 보정비율 월가구소득 200만원이상 100~199만원 100만원미만 체질량지수 (Kg/m 2 ) 18.5 미만 2.7 ( 1.7~ 3.7) 4.1 ( 3.0~ 5.2) 5.2 ( 4.1~ 6.2) 18.5~ (60.4~69.7) 65.5 (61.8~69.2) 67.8 (63.7~71.9) 25.0~ (26.7~33.2) 27.3 (24.9~29.7) 24.7 (22.2~27.2) 30 이상 2.1 ( 1.3~ 3.0) 3.1 ( 2.2~ 3.9) 2.3 ( 1.5~ 3.0) 수축기혈압 (mmhg) 140 미만 78.6 (73.7~83.5) 77.5 (73.6~81.4) 77.0 (72.5~81.5) 140~ (12.1~17.4) 14.0 (12.1~15.8) 15.0 (13.3~16.8) 160 이상 6.5 ( 4.8~ 8.2) 8.5 ( 6.7~10.2) 7.9 ( 6.8~ 9.0) 혈중콜레스테롤 (mg/dl) 200 미만 62.2 (57.6~66.7) 62.2 (58.6~65.8) 62.9 (58.8~66.9) 200~ (23.8~29.8) 28.9 (26.3~31.5) 27.3 (24.8~29.8) 240 이상 10.8 ( 8.8~12.8) 8.9 ( 7.5~10.3) 9.7 ( 8.3~11.2) 혈당 (mg/dl) 110 미만 76.9 (71.9~81.9) 78.5 (74.4~82.6) 76.3 (72.0~80.7) 110~ (9.2~13.4) 11.0 ( 9.4~12.6) 12.6 (10.9~14.3) 125 이상 11.6 ( 9.5~13.7) 10.5 ( 8.9~12.1) 11.0 ( 9.4~12.6) 흡연피운적없음 58.0 (53.6~62.4) 56.6 (53.1~60.2) 54.2 (50.6~57.8) 현재끊음 11.7 ( 9.5~13.9) 10.1 ( 8.6~11.7) 10.0 ( 8.4~11.5) 가끔피움 1.4 ( 0.9~ 2.0) 2.2 ( 1.6~ 2.9) 1.2 ( 0.7~ 1.7) 매일 20개피미만 13.6 (11.5~15.8) 13.4 (11.6~15.1) 13.8 (11.9~15.6) 매일 20개피이상 15.1 (13.0~17.2) 17.6 (15.8~19.4) 20.8 (18.5~23.2) 음주전혀안마심 31.9 (28.4~35.4) 33.0 (30.1~35.9) 31.8 (29.2~34.4) 현재안마심 / 끊음 4.7 ( 3.1~ 6.3) 4.7 ( 3.6~ 5.7) 7.4 ( 6.1~ 8.6) 음주량 1분위 ( 최저분위 ) 17.2 (15.0~19.4) 19.0 (17.1~21.0) 14.8 (12.8~16.8) 음주량 2분위 14.4 (12.4~16.5) 14.1 (12.5~15.8) 11.9 (10.1~13.8) 음주량 3분위 16.7 (14.4~18.9) 14.0 (12.4~15.6) 15.5 (13.5~17.5) 음주량 4분위 ( 최고분위 ) 14.8 (12.6~17.1) 15.1 (13.4~16.8) 18.6 (16.3~20.9) 규칙적운동예 24.6 (21.7~27.6) 19.1 (17.1~21.0) 14.6 (12.7~16.5)

124 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 125 표 3-13 계속 월가구소득 200만원이상 100~199만원 100만원미만 지난 1년동안슬프거나우울하다고느낀빈도 전혀느끼지않음 12.0 ( 9.8~14.1) 14.0 (12.2~15.8) 12.2 (10.5~13.9) 거의느끼지않음 27.3 (24.3~30.2) 24.9 (22.6~27.3) 20.7 (18.5~23.0) 가끔느낌 53.2 (49.0~57.4) 52.0 (48.7~55.3) 51.6 (48.0~55.3) 항상느낌 7.4 ( 5.7~ 9.1) 9.0 ( 7.6~10.5) 15.4 (13.6~17.1) 스트레스정도거의느끼지않음 16.8 (14.3~19.4) 18.5 (16.3~20.8) 18.6 (16.6~20.5) 조금느낌 48.3 (44.3~52.3) 48.0 (44.9~51.1) 39.9 (36.7~43.2) 많이느낌 29.0 (25.9~32.1) 27.7 (25.3~30.1) 32.9 (30.0~35.7) 대단히많이느낌 5.6 ( 4.3~ 6.9) 5.8 ( 4.7~ 6.9) 8.6 ( 7.2~10.0) 결혼상태결혼 ( 유배우 ) 86.7 (81.5~91.9) 84.6 (80.5~88.7) 77.8 (73.3~82.2) 미혼 1.9 ( 1.3~ 2.6) 2.1 ( 1.5~ 2.7) 5.6 ( 4.2~ 7.0) 이혼 / 별거 / 사별 11.2 ( 8.7~13.7) 13.3 (11.1~15.4) 16.6 (14.8~18.3) 교육수준대학 28.6 (25.8~31.3) 12.7 (11.2~14.2) 4.5 ( 3.3~ 5.7) 고등학교 33.1 (30.0~36.2) 35.5 (33.0~38.0) 27.5 (24.5~30.5) 중학교 13.2 (11.1~15.2) 19.1 (17.1~21.0) 20.4 (18.0~22.7) 초등학교 16.0 (13.2~18.8) 22.8 (20.4~25.1) 31.1 (28.5~33.6) 무학 9.0 ( 6.8~11.3) 9.9 ( 7.9~11.8) 16.5 (15.1~18.0) 신장상위 1/ (35.8~42.5) 32.2 (29.8~34.6) 30.0 (27.0~33.0) 중위 1/ (27.5~34.0) 34.8 (32.1~37.5) 33.9 (31.0~36.8) 하위 1/ (26.4~33.5) 33.0 (30.0~35.9) 36.0 (33.4~38.7) 다. 소득수준별사망률불평등에대한관련요인의기여도 < 표 3-14> 는월가구소득수준에따른사망률상대비에대한관련요인의기여도를세가지모형에따라제시하였다. 표에서볼수있듯이중증만성질환이나활동장애가있는대상자를제외한분석 ( 모델 3) 에서도사망률불평등의크기는줄어들지않는양상이었다. 여기에 4가지범주의기전변수 ( 임상적위험

125 126 요인, 건강행태, 심리사회적요인, 어릴적폭로요인 ) 를각각또는동시에보정하였을때의상대비의변화로기여도를평가하였다. 임상적위험요인이나건강행태를모형에추가하였을때, 평균 10% 내외의사망률상대비의감소를보였다. 표 3-14 소득수준에따른사망률상대비와관련요인의기여도 200 만원이상 월가구소득 100~199 만원 100 만원미만 100~199 만원 설명분율 100 만원미만 모형 (1.13~2.89) 2.33(1.45~3.75) 모형 1+ 임상적위험요인 (1.17~3.01) 2.24(1.40~3.60) 모형 1+ 건강행태 (1.14~2.92) 2.08(1.29~3.35) 모형 1+ 심리사회적요인 (1.10~2.82) 2.11(1.30~3.40) 모형 1+ 어릴적폭로요인 (1.06~2.74) 2.13(1.31~3.47) 모형 1+ 모든관련요인 (1.07~2.77) 1.76(1.09~2.87) 모형 (1.11~2.85) 1.98(1.21~3.22) 모형 2+ 임상적위험요인 (1.11~2.87) 1.83(1.12~2.98) 모형 2+ 건강행태 (1.09~2.83) 1.84(1.13~3.00) 모형 2+ 심리사회적요인 (1.08~2.78) 1.87(1.15~3.06) 모형 2+ 어릴적폭로요인 (1.04~2.71) 1.82(1.11~3.00) 모형 2+ 모든관련요인 (1.03~2.71) 1.64(1.00~2.71) 모형 (0.98~3.98) 3.19(1.57~6.47) 모형 3+ 임상적위험요인 (1.00~4.07) 3.07(1.52~6.22) 모형 3+ 건강행태 (1.01~4.14) 3.05(1.49~6.22) 모형 3+ 심리사회적요인 (0.95~3.86) 3.07(1.51~6.26) 모형 3+ 어릴적폭로요인 (0.92~3.80) 2.90(1.39~6.03) 모형 3+ 모든관련요인 (0.94~3.90) 2.73(1.30~5.71) 주 : 모형 1: 성, 연령 (5 세단위 ), 시군구지역구분, 가구원수가보정된모형 (N=5,437) 모형 2: 모형 1 의변수외에 2 개의기저건강수준이보정된모형 (N=5,437) 모형 3: 기저건강수준변수중에서중증만성질환이있거나활동장애가있는대상자가제외된분석모형으로, 모형 1 의변수가보정된모형 (N=4,173) 평균

126 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 127 또한이러한감소는월가구소득 100만원미만인집단에서보다두드러졌다. 중간소득군 (100~199만원) 에서는임상적위험요인과건강행태에의한사망률상대비의감소가미미하거나거의나타나지않았다. 건강행태요인은모형 1에서가장낮은소득군의사망률상대비를 18.8% 감소시켰고, 모형 2에서는 14.3% 감소시켰다. 모형 3에서의감소폭은미미하였다. 심리사회적요인은모형 1에서가장낮은소득군의사망률상대비를 16.5% 감소시켰다. 하지만, 기저건강수준이보정되거나 ( 모형 2), 기저건강수준이좋지않은사람들이제외된분석모형 ( 모형 3) 에서심리사회적요인에기인한사망률상대비의감소는미미한수준이었다. 반면, 다른요인들과비교하였을때, 어릴적폭로요인은가장큰사망률상대비의감소를가져왔다. 교육수준과신장을통계모형에보정하였을때, 평균 13.7%( 모형 1), 14.6%( 모형 2), 12.2%( 모형 3) 의상대비감소가있었다. 또한이연구에서사용한 12가지의기전변수들을모두보정하였을때에도소득수준에따른사망률상대비는완전히설명되지않았다. 12가지변수를보정하였을때, 평균적인사망률상대비감소는각각 27.0%( 모형 1), 24.4%( 모형 2), 14.1%( 모형 3) 이었다. 3. 분석결과의고찰가. 사망에영향을미치는요인에대한기존우리나라연구와의비교본연구에서는소득수준별사망률불평등이외에도여러가지위험요인과사망률과의관련성을제시하였다. 우리나라에서도각종위험요인과사망률과의관련성에대한연구가진행된바있다. 물론기존의우리나라연구와본연구는연구대상자의성격이다르고, 실제교란변수 (confounding variables) 로통제한변수의내용이다르기때문에직접비교에있어서문제가있기는하지만, 사망률과위험요인의관련성이어떠한양상을띠고있는지를개략적으로파악하는데에는, 기존우리나라연구와의비교가부분적인의미를지닐수있다.

127 128 체질량지수와사망과의관계는 U, J형을보이거나음의관련성 ( 체질량지수가높을수록사망률이낮은 ) 을보이는것으로알려져있어, 그관련성이확립되어있지않다. 우리나라에서는조홍준 (1997), 박종구등 (1999), 윤수진등 (2000), Song & Sung(2001), 이무송등 (2003) 의연구가있다. 조홍준 (1997) 의연구에서는소득수준, 거주지역, 직종, 흡연등의건강행태와수축기혈압등의임상적위험요인을보정한후, 체질량지수가 20~27 기준으로 20 미만의집단에서는사망의교차비가 1.309배높은것으로나타난반면 (95% 신뢰구간 : ), 27 이넘는집단에서의사망의교차비는 1.035배 (95% 신뢰구간 : ) 로체질량지수가 20~27인군과비슷한수준인것으로나타났다. 박종구등 (1999) 은공무원교직원의료보험자료를이용하여 19,258명의사망자 ( 환자군 ) 와성, 연령을대응변수로하여동수의대조군을선택하여사망여부와관련있는여러가지특성을비교하였는데, 여러가지임상적위험요인과건강행태를보정한후, 체질량지수와사망간에는 J형의관련성이관찰되었다. 강화코호트의 2,696 명의남자와 3,595명의여자를약 11년사망여부를추적한윤수진등 (2000) 의연구에서는직업, 결혼여부, 만성질환여부, 자가평가건강상태, 음주및흡연행태를보정한후, 체질량지수 21.0~23.4를기준으로 U형의사망률양상을보이고있는것으로나타났다. 공무원교직원의료보험자료중 40~64세의남자 235,398명을추적한 Song & Sung(2001) 연구에서도총사망의경우 U 형의사망률양상을보였다. 이무송등 (2003) 의연구에서는체질량지수 21.8 이하를기준으로하였을때, 그이상의군에서사망위험이낮아지는양상이었지만통계적으로유의하지는않았다. 이연구는체질량지수기준이이들연구와다르기는하지만, 소득수준을비롯한각종교란변수를보정하기전후에일관되게 U 또는역 J 형의사망률분포를보이는것으로나타났다. 수축기혈압은우리나라에서도각종심혈관계질환사망과관련성이높다 (Jee et al., 1999). 우리나라의경우외국과비교하여상대적으로출혈성뇌졸중 (hemorrhagic stroke) 의비중이높은데, 수축기혈압이허혈성뇌졸중보다는출혈성뇌졸중과관련성이높은점을감안할때 (Song et al., 2004), 수축기혈압과총사망과의관련성도높을것으로예상할수있다. 연구결과, 수축기혈압수준에

128 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 129 따라사망률은계단형으로증가하는양상이었는데, 이는조홍준 (1997) 의연구와같은양상이었다. 조홍준 (1997) 의연구에서도 140mmHg 미만을기준으로하였을때, 140~159mmHg에서는사망위험이약 40% 증가하였고, 160mmHg 이상에서는 91% 사망위험의증가가있었다. 김기순과박종 (1993) 은 267명의고혈압환자의사망여부를 12년동안추적하였는데, 연령, 직업, 교육수준, 치료여부등의변수를보정한후, 남녀모두에서수축기혈압수준은사망여부와통계적으로유의한관련성을보였지만, 확장기혈압은그렇지않았다. 박종구등 (1999) 의연구에서도각종위험요인을보정한후에도고혈압여부는사망과관련성을가졌다. 혈중콜레스테롤과사망과의관련성은우리나라에서공무원교직원의료보험건강검진조사자료를이용하여여러연구자에의하여분석되었다 ( 송윤미등, 1997; 조홍준, 1997; 박종구등, 1999; Song et al., 2000). 송윤미등 (1997) 은여자에서혈압, 체질량지수, 건강행태등의위험요인을보정한후, 혈중콜레스테롤과사망위험간에는 J형의관계가존재한다고하였다. 박종구등 (1999) 은환자-대조군연구방법을이용하여우리나라남자공무원및교직원에서혈중콜레스테롤이 200mg / dl미만인군에비하여 200mg / dl이상인군에서낮은사망위험을보고하였고, 전향적연구를수행한 Song 등 (2000) 은 U 형의혈중콜레스테롤혈증과사망률의관계를보고하였다. 우리나라에서는남자의높은흡연이큰사회적문제인데, 이러한흡연행태는단기적으로는관상동맥질환및뇌혈관질환을비롯하여 (Jee et al., 1999), 장기적으로는폐암및만성폐색성폐질환등많은종류의질병발생에관여하며 ( 지선하, 2003), 환경적흡연 (environmental tobacco smoking: ETS) 을통하여여자의폐암발생 (Jee et al., 1999) 과어린이의건강에도영향을미친다. 박종구등 (1999) 의연구에서는임상적위험요인, 음주등의건강행태등을보정한후에도비흡연자에비하여과거흡연자나흡연자모두사망의교차비가 2배정도높은것으로나타났다. 하지만, 이무송등 (2003) 의연구에서는흡연력이사망에미치는영향이여러가지위험요인을보정한후에는통계적유의성을가지지못하였다.

129 130 나. 소득수준별위험요인의차이에관한고찰본연구에서는소득수준별로각종위험요인의성, 연령보정률 ( 직접표준화법 ) 을비교하였다. 우선, 체질량지수, 수축기혈압, 혈중콜레스테롤, 혈당과같은임상적위험요인들은소득수준별로차이가뚜렷하지않았다. 이들위험요인들은흡연과함께관상동맥질환의주요위험요인들인데, 관상동맥질환의발생률과사망률이높은북유럽이나북미에서이루어진많은연구들에서이들요인들과사회경제적수준간에는음 (negative) 의상관관계 ( 예 : 사회경제적수준이높을수록고혈압, 고콜레스테롤혈증등이낮음 ) 를보인다 (Kaplan & Keil, 1993). 하지만, 관상동맥질환의발생률과사망률이북유럽, 북미보다낮은수준인지역 ( 남부유럽또는아시아등 ) 이거나개발도상국에서는이러한양상이뚜렷하지않는경우가많다 (The INCLEN Multicentre Collaborative Group, 1994; Aboderin et al., 2002). 중국, 폴란드, 러시아남자에서는교육수준의증가에따라혈중콜레스테롤, LDL 콜레스테롤, 트리글리세라이드 (triglyceride) 는증가하는양상, HDL 콜레스테롤은감소하는양상으로미국남자와는정반대의양상을보였다 (Perova et al., 2001). 비만의경우도선진국과는달리개발도상국에서는부유한사람또는도시지역의유병률이높은양상을나타내고있다 (Sobal & Stunkard, 1989; Bavdekar et al., 1999; Martorell et al., 2000). 이러한양상은개발도상국뿐만아니라동아시아선진국에서도나타나고있는데, 영국과일본에서의사회경제적위험요인의분포를비교한 Martikainen 등 (2001) 의연구결과, 영국과달리일본에서는높은직업계층에서높은체질량지수, 허리-엉덩이비 (waist-to-hip ratio) 와낮은 HDL 콜레스테롤을보였다. 우리나라의경우, 연령별로나누어교육수준별관상동맥질환사망률불평등을분석하면, 35~54세의연령군에서는교육수준이낮을수록관상동맥질환사망률이높은양상을보이지만 ( 북유럽, 북미에서의양상 ), 55~64세의연령군에서는교육수준별관상동맥질환사망률에차이가나타나지않거나오히려교육수준이높을수록관상동맥질환사망률이높은양상이관찰되고있다 (Khang et al., 2004a). 이러한관찰결과는경제발전 ( 또는생활양식의서구화 ) 에따라사회경제적요

130 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 131 인과질병양상의관련성에변화가진행되고있음을의미한다. 이와같은맥락에서관상동맥질환사망률뿐만아니라위험요인에있어서도사회경제적요인과의관련성이연령에따라차이가있을것으로예상할수있다. 본문에서는표로제시하지않았지만, 한예로, 연령별로소득수준에따라체질량지수의성, 연령보정평균값을구하면, 소득수준과의관련성이연령에따라달라지는양상을보이고있다. 즉, 50대와 60대이상에서는소득수준이높을수록체질량지수가높은데반해, 40대에서는관련성이없다가 30대에서는오히려반대로소득수준이낮을수록체질량지수가높아지는양상을보인다. 경제발전에따라특정질병과사회경제적요인과의관련성이변화하는양상은질병의원인에대한중요한실마리를제공할수있다. 예를들어, 기모란등 (1999) 은우리나라와중국연변지역의중학교남녀학생들에서비만과사회경제적수준과의관련성을연구하였다. 이연구는경제발전에따른심혈관계질환위험요인의분포가특정사회의사회경제적위치에따라달라질수있다는점을제시하였는데, 사회경제적위치에따른관상동맥질환의분포에대한논란을규명할수있는근거를제공할수있다는점에서, 앞으로진전이필요한연구분야라고할수있다. 낮은사회계층에서흡연율이높고, 동일한개수의흡연을하더라도더많이니코틴을섭취하며, 담배를끊기어려운것으로알려져있다 (Jarvis & Wardle, 1999). 하지만, 이러한양상이일반적인것은아니며나라마다사회경제적위치와흡연율과의관련성은다른양상을보인다 (Graham, 1996; Cavelaars et al., 2000). 대체로흡연율이증가하는시기에는사회경제적위치가높은계층에서의흡연율이높은반면, 흡연율이감소하는시기에는정반대의양상이나타나는것으로알려져있다 (Lopez et al., 1994). 본문에서는보정흡연율을남녀별로제시하지않았는데, 남녀별로나누어분석을실시하더라도비슷한양상으로남녀모두에서낮은소득계층의연령보정흡연율이통계적으로높은양상을보였다. 그리고연령보정금연율은남자에서소득수준이낮아질수록낮은양상이었지만, 여자에서는이러한경향이뚜렷하지않았다. 이와같이건강행태는사회의경제개발수준에따라다른양상을보이는것

131 132 으로알려져있다 (Kim et al., 2004). 흡연, 음주, 식이, 운동과같은건강행태중에서서구의경우에도사회경제적요인과의관련성이명확하지않은것이음주행태이다. 미국, 영국등의국가에서흡연, 식이, 운동과같은행태들은낮은사회계층에불리한양상을보이는데반하여, 음주율, 음주량과같은지표의경우사회계층별차이가분명하지않거나오히려높은사회계층에서음주율등이높은양상도발견된다 (Schooling & Kuh, 2002). 본연구의경우소득수준간음주율의차이가분명하게나타나지않았다. 이에대한연구는앞으로의과제이다. 규칙적운동의경우, 소득등급한뚜렷한차이를보여주고있다. 규칙적운동에필요한시간과소득이사회계층별로다르기때문일것이다. 우울수준, 스트레스수준, 결혼상태와같은심리사회적요인들은소득수준에따른차이를보였다. 이러한차이는계단형이라기보다는 3개의소득수준중에서가장낮은소득수준 (100만원미만 ) 에서급격히나빠지는것으로나타났다. 부모의사회경제적위치와같은보다직접적인어릴적폭로요인이없었기때문에, 이연구에서는교육수준과신장변수를사용하였다. 교육수준은인지적기능과의관련성이강조되기도하지만, 어릴적의사회경제적환경을반영하는것으로이해되고있다 (Davey Smith et al., 1998; Lynch & Kaplan, 2000; Davey Smith et al., 2002). 신장의경우부분적으로유전적인영향을받지만, 영유아기의영양상태를반영하는지표로도생각되고있다. 본연구결과교육수준은물론신장에있어서도소득수준간명확한차이를나타냈다. 다. 소득수준별사망률불평등기전에관한본연구의의의본연구에서는소득수준별사망률불평등의기전으로여러가지요인들을고려하였다. 임상적위험요인은소득수준별사망률불평등의차이를크게낮추지는못하였다. 즉, 소득수준별사망률불평등의기전으로서체질량지수, 수축기혈압, 혈중콜레스테롤, 혈당과같은임상적위험요인의역할이크지않다는것을의미한다. 흡연, 음주, 운동과같은건강행태, 우울, 스트레스, 결혼상태와같은심리사회적요인의역할은소득수준이가장낮은집단에서는다소영향을나타

132 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 133 냈지만모형에따라일관성있는뚜렷한차이를보이지는않았다. 그이유를두가지로생각해볼수있다. 우선, 우리나라에서이들임상적위험요인의관련질환 ( 예 : 관상동맥질환 ) 이전체사망에기여하는부분이적기때문이다. 전체사망에서관상동맥질환으로인한사망이 30% 수준을차지하는북미또는북유럽과달리, 우리나라의경우허혈성심질환으로인한사망은전체사망의 4~6% 수준에머물고있는상황이다 (35~64세남자와여자 : 각각 5.1% 와 4.2%, 65~79세남자와여자 : 각각 5.3% 와 6.2%)(Khang et al., 2004c). 다른이유로는소득수준별임상적위험요인의분포가다른나라와달리분명하지않았기때문에, 이들위험요인들이사망에는기여한다고하더라도사망률불평등의크기에는별다른기여를하지못하였을것이다. 건강행태는운동에서는소득수준에따른성, 연령보정실천율의차이가명확하지만, 흡연에서는가장좋지않은행태항목 (20개피이상매일흡연 ) 에서만소득수준별차이를보였고, 음주에서는소득수준별차이가분명하지않았기때문일수도있다. 사회경제적사망률불평등에미치는요인의영향력을다른나라의연구결과와비교하기는어렵다. 이는대상자의성, 연령분포가다르고, 보정하는교란변수나사회경제적위치변수가다르기때문이다. 하지만, 전반적으로다른나라의연구결과와비교하여, 사회경제적사망률불평등에대한임상적위험요인과건강행태요인의설명력이낮은양상을보인다고할수있는데, 그이유는본연구의경우중간소득군 (100~199만원) 에서는의미있는사망위험상대비의감소가나타나지않았고, 가장낮은소득군 (100만원미만 ) 에서건강행태요인으로인하여 19% ( 모형 1) 정도의사망률상대비감소만이관찰되었기때문이다. 핀란드남성을대상으로한 Pekkanen 등 (1995) 의연구결과, 건강행태가상당한정도사회경제적사망률불평등을설명하는것으로나타난바있고, 핀란드의 Kuopio 지역을대상으로한 Lynch 등 (1996) 의연구에서는임상적위험요인과건강행태에의하여가장낮은소득5분위의사망위험상대비가각각 58% 와 35% 감소하는결과를보였다. 미국대표표본을이용한 Lantz 등 (1998) 의연구에서는전체소득수준별사망률불평등의 12~13% 정도가네가지건강행태 ( 흡연, 음주, 신체활동, 체질량지수 ) 에의하여설명되었다. 네덜란드연

133 134 구 (Schrijvers et al., 1999) 에서이와같은네가지건강행태는가장낮은교육수준군에서의사망위험상대비를 50% 나감소시키는양상을보였다. 한편, 영국의 Whitehall 연구에서는흡연, 혈압, 콜레스테롤, 혈당에의하여사망률불평등크기의 1/3 가량이설명된바있고, 스코틀랜드를대상으로한연구에서는흡연이전체사망률불평등을 40% 정도설명하는것으로나타난바있다 (Woodward et al., 2003). 본연구의결과는건강행태가사망률에영향을주고사회경제적위치에따라건강행태의차이가나타나고는있지만, 우리나라에서건강행태가선진국가들과는달리사회경제적위치에따라뚜렷하게정형화되어있지않기때문에건강불평등을충분히설명할수없다는점을나타낸다. 이것은전체인구집단에대한건강행태변화를주목적으로하고있는건강증진프로그램이사회경제적건강불평등감소에는별다른영향을주지못할수있다는점을시사한다. 한편, 사회경제적건강불평등의설명방법으로심리사회적요인의중요성이강조되어왔다. 특히절대적빈곤에서벗어난서구사회에서도엄연히존재하는계단형의사회경제적건강불평등을설명하기위한유력한요인으로주목을끌고있다. 영국의 2차화이트홀연구를통하여 Marmot 등 (1997) 은직무통제지표와같은심리사회적요인이관상동맥질환발생률에서의직업계층간불평등을상당부분설명한다는사실을밝혔다. 하지만본연구에서는우울, 스트레스, 결혼상태와같은심리사회적요인이전체소득수준별사망률불평등에기여하는정도는임상적위험요인이나건강행태의수준과비슷하였다. 물론모형 1에서는가장낮은소득군에서 16.5% 정도의사망위험상대비의감소가있었지만, 이는기저건강수준이나쁜사람들에서좋지않은심리사회적상태를보이기때문으로, 실제로기저건강수준이보정되거나좋지않은기저건강상태를가진대상자를제외한분석에서는이와같이높은수준의사망위험상대비의감소는관찰할수없었다. 물론이연구에서사용한심리사회적요인지표들은직무통제지표, 직무긴장지표, 우울증판정지표등과비교할때, 매우단순한것임에틀림없다. 한편으로는우리나라의경우관상동맥질환과같은스트레스관련질환의비중이북미, 북유럽보다낮기때문에이러한연구결과가도출되

134 사망률의사회계층간차이와관련요인분석 135 었을가능성이있다. 사회경제적건강불평등의설명틀로서새롭게각광받고있는것이생애적접근법이다. 성인기이후의폭로뿐만아니라태아기, 아동기, 청소년기, 성인기, 노년기의전생애에걸친다양한사회경제적요인의폭로에의하여건강불평등이양산된다는생애적접근법에서는계단형의사회경제적건강불평등양상도설명이가능하다. 즉, 생애에걸친다양한위험요인폭로의누적또는교호작용에의하여계단형의불평등이양산될수있는것이다. 이연구에서는교육수준과키가어릴적폭로지표로사용되었다. 신장의경우, 성인기사회경제적위치를보정한이후에도사망률에영향을미친다는사실이우리나라연구에서도밝혀진바있다 ( 강영호, 2003d; Song et al., 2003). 물론신장은사망뿐만아니라여러가지질병발생과도관련성을보이는것으로알려져있는데, Kim 등 (2003) 은우리나라여자노인에서낮은신장과치매와의관련성을밝힌바있다. 본연구결과, 교육수준과신장으로대표된어릴적폭로요인은검토된네가지범주의기전변수들중에서소득수준별사망률불평등에대한설명력이임상적위험요인, 건강행태, 심리사회적요인보다높은수준으로나타났다. 본연구결과, 사망률불평등의크기는기저건강수준이좋지않은대상자 ( 중증만성질환자와주요활동장애자 ) 를제외한분석에서도작아지지않는양상이었다. 이는기저건강과관련한선택설 ( 애당초건강이나쁘기때문에소득수준이낮아졌다 ) 의가능성을부정할수있는연구결과이다. 모든요인들을보정하였을때, 전체소득수준별사망률불평등을설명하는정도는높지않았다. 이는소득과관련된다른기전 ( 예 : 의료이용의접근성등 ) 의존재가능성을암시하는것이라할수있다. 그러므로이에대한추가연구도진행될필요가있을것이다. 이연구는몇가지한계를가지고있다. 첫째, 전체사망률에영향을미치는모든위험요인들이감안되지못하였다는비판이있을수있다. 이맥락에서전체사망률이아닌특정질환으로인한사망률과이의위험요인의효과를평가하여야한다는주장도설득력을갖는다. 하지만, 이와같은분석을하기에현재의표본수가너무적거나사망추적기간이너무짧은제약점이있다. 둘째, 건

135 136 강행태, 심리사회적요인, 어릴적폭로요인들이정확하게측정되지못하였다는점이다. 이들은모두설문에의하여자가보고의형식으로정보가취합되었다. 하지만, 나쁜건강행태의경우실제보다낮게자가보고된다는연구들 (Baranowski, 1985; Midanik, 1988; Cohen & Vinson, 1995) 이있는점을감안할때, 보다정확한폭로요인의측정은또하나의과제이다. 그리고이연구에사용된심리사회적요인과어릴적폭로요인들은매우단순한지표라는비판을피하기어렵다. 이연구의신장은성인기의신장으로어릴적영양상태를보다잘반영하는어릴적키가아니다. 셋째, 이연구에사용된변수들은성인기에 1회에걸쳐측정된것으로생애에걸친복잡다양한위험요인의폭로를반영한다고볼수는없다. 연구에서교육수준과신장이생애에걸친폭로의대리지표로사용되었지만, 생애에걸친폭로를충분히, 그리고정확하게반영한다고보기는어렵다.

136 제 4 장유병수준의사회계층간차이 제 1 절유병 (Morbidity) 수준지표와분석방법 1. 유병수준지표 건강행위와관련된연구에서는건강수준의측정이중요하다. 기존의건강행위관련연구에서는건강수준측정을대개 2가지로하고있다. 하나는건강을장애, 만성이환및증상등의신체적건강스펙트럼 (physical health spectrum) 에따라건강수준을측정하는것이다. 다른하나는본인스스로인식하는건강수준을측정하는것이다 (Belloc et al., 1972). 사회경제적계층간건강의불평등을다룬연구에서건강수준의측정지표로국제적으로사용되고있는변수는사망 (mortality) 과함께질병에대하여는주관적건강수준, 만성질환보유나장기적건강문제보유 (long-standing health problems), 장기적장애 (long-term disabilities) 등이사용되고있으며, 자료가가능한경우나연구목적에따라심장질환등특정질병별로그국가에서문제가되는질환군으로접근하기도한다. 최근에는질병부담에대한사회적관심이높아지면서건강여명, 질병의부담과삶의질의고려하는건강지표로활동제한이없는건강여명 (DFLE) 등도사용되고있다. 그런데유병수준의크기에는차이가있어도전체적인유병률은어느국가, 어느지역에서나낮은사회계층에있는인구집단에서공통적으로뚜렷하게높은것으로나타난다. 이들지표중본연구에서는총괄적인유병수준을나타내는지표로많이사용되는 만성질환유병 즉, 만성질환의보유여부, 주관적건강수준 의두가지지표를종속변수로사용하였다.

137 138 가. 만성질환유병만성질환의사회경제적불평등을다루어온구미국가들의연구에서만성질환을보유하는경우는대개국가적으로대표성있는자료로해당국가의건강면접조사를사용하여분석하고있으며, 만성질환을대개장기적으로지속되는질환이나장애로구분하여많은연구가이루어져왔다 (Stronks et al., 1997; Cavelaara et al., 1998; Mackenbach et al., 1997; Kunst et al., 1995). Cavelaara 등 (1998) 은유럽 7개국의직업계층별유병의불평등연구에서 유병 (morbidity) 을장기적으로건강문제나장애를일으키는만성질환으로정의하였고, 이범주의질환에암, 당뇨병, 호흡기질환, 심장질환, 뇌졸중, 간질환, 신장질환, 위및십이지장궤양, 근골격계질환을포함하였다. 이들연구에서만성질환유병률 ( 유병여부 ) 은교육수준이나직업계층, 소득계층에따라계단적인역상관관계를보이며상위계층과하위계층간만성질환의교차비는비교집단과국가, 남녀에따라차이가있으나 1.1~2.8의차이를보이는것으로나타났다 (Cavelaara et al., 1998; Mackenbach et al., 1997). 나. 주관적건강상태일반적으로스스로인식하는주관적건강상태주23) 는전반적인건강수준을나타내는정확하고믿을만한건강수준지표로서사망률을예측하는데유용한지표로알려져있다 (Idler & Benyamini, 1997; Kaplan & Camacho, 1983). 주관적건강인식이갖는제한점은객관적으로측정된임상검사보다주관적인면이있으며, 과거의만성질환이나의료이용을통해직간접적으로평가된상태와연관되어있을수있는점이있으나이러한제한점에도불구하고최근건강상태를평가하는가장보편적인지표의하나로통용되고있다. 그이유는첫째 주 23) 주관적건강인식은주관적건강상태, 스스로인식한건강상태등과동일한용어로 self-assessed health, self-ratings health, self-rated health, self-assessments of health, perceived health, perceived general health self-perceptions of health, subjective health, self-evaluated health, self-reported health 로도쓰인다.

138 유병수준의사회계층간차이 139 건강조사에서쉽게얻을수있다는실용적측면과더불어여러장기추적조사결과다른임상지표보다는사망률에대한위험도 (risk) 를강력하게예측하고있다는점과함께주관적건강상태가만성질환의위험요인일것이라는가설이제시되고있기때문이다 (Pijls et al., 1993). 미국의 27개의대표적인사망추적조사연구를분석한 Idler와 Benyamini(1997) 의연구는주관적건강인식이건강수준과위험요인을정확하게측정하며, 임상적으로증상이나타나기전단계까지포함하여전반적인건강수준과질병의중증도를포괄적으로반영하는건강지표이며, 가족력을반영하며, 건강에영향을미치는건강행위를선택하는데관련성이있는점을밝혔다. 주관적으로건강상태를측정하는것은객관적인측정보다생리적, 생물학적변화를더잘인지하며신경계, 내분비계, 면역체제간의저항과상호작용에영향을미치기때문에건강의사회심리적구성요소에관련된정보를제공할수있다고도하였다. 주관적건강인식은병원임상기록과비교해볼때도상당부분일치한것으로나타났다. 또한인구학적요인과주관적건강상태지각과의관계를보면남자보다여자가, 연령이증가할수록건강을나쁘게평가하며, 교육수준이높을수록경제상태, 직업상태등사회경제수준이높을수록자신의건강을좋게지각하는것으로나타났다 ( 박재순, 1995; 이숙자등, 1996). 자신의건강상태에대한지각과건강증진행위의관계는많은선행연구 (Dishman, Sallis & Obstein, 1985; Duffy, 1988; Weitzel, 1989) 에서유의한결과를보였다. 자신의건강이좋다고생각하는인식은건강증진생활양식지표와건강증진프로그램에의참여의지, 개개인의행동과밀접한상호관련성을보였다. 특히여자들은남자들에비해자신의건강을비교적나쁘게평가하기때문에더많은건강행위를수행하는것으로나타났으며건강상태의지각은건강증진행위에중요한변수로작용한다고보고있다 (Belloc, 1972; Breslow et al., 1980; Wilson et al., 1981; Hibbard et al., 1987; Woods, 1985). 성인, 중년여자, 노인등의다양한대상자에게서건강증진행위가현재의건강상태의주요예측인자로제시되었으며, 특히노인에서유의한변수로작용하였다. 또한현재의건강에대한인식이긍정적일수록건강증진행위, 자가간호실천에더많이참여한다고하였다 (Duffy, 1988; Nicholas, 1993).

139 140 예방적건강행위에관한연구에서는주로전반적인건강상태를측정하였는데건강행위와전반적인건강상태사이의연관은종종약하다고보고되고있지만 (Palmore, 1970; Pope, 1982), 지각된건강상태는건강증진행위를행하는빈도및강도와관련이있다고하였고 (Pender, 1987), Brown과 McCreedy(1986) 도건강보호행위가전반적인건강상태와는관련이없다하더라도지각된건강상태와는유의하게관련이있다고보고하였다. Duffy(1988) 는자신의현재건강상태가좋다고보고한사람은건강증진생활양식중자아실현, 영양, 대인과의영역에서많은이행을보였다고하였다. Kuster와 Fong(1993), Pender(1990) 역시건강증진생활양식과건강상태간의긍정적상관을보인다는연구결과를제시하였다. 지각된건강상태는인간행동이자기강화즉, 행동결과에대해자가평가하여만족스러움을느낄때영향을받으므로스스로건강하다고만족스럽게지각한경우건강증진행위와긍정적인관계가예측된다. 이는선행연구에서지지되고 (Dishman 등, 1985; 이숙자등, 1996) 있으나국내연구의경우지각된건강상태는건강증진행위에예측인자로유의성이없거나상반되는결과 ( 박재순, 1995; 서연옥, 1995; 오복자, 1994) 를보이고있다. 2. 연구자료및분석방법가. 연구자료와분석변수유병의사회경제적불평등을파악하는데는 2001년국민건강 영양조사와 1998년국민건강 영양조사의 2개년도자료를사용하였다. 본연구분석에포함된대상자는 25~64세경제활동연령인구와 65세이상의노인인구의두집단을별도로분석하였다. 분석대상은 2001년은 25~64세 21,176명 ( 남자 10,360명, 여자 10,816명 ), 65세이상 3,289명 ( 남자 1,289명, 여자 2,000명 ) 이었으며, 1998년은 25~64세 21,454명 ( 남자 10,537명, 여자 10,917명 ) 이며, 65세이상 3,329명 ( 남자 1,268명, 여자 2,061명 ) 이었다. 만성질환유병은전체인구를대상으로한이환

140 유병수준의사회계층간차이 141 조사에서산출되었고, 주관적건강상태와건강행태및건강검진조사에서의임상적위험요인변수는이환조사대상의 ⅓ 표본에대해서조사한보건의식행태조사와건강검진조사데이터에서산출되었다. 사회경제적지위에따른유병의차이를산출하는데있어서기존의구미국가의연구가대부분사회경제적지위지표인직업, 소득, 교육수준이의미를가지는 25~64세또는그연령내에속한인구집단을대상으로분석하고있으며, 노인인구를포함하는경우에는생산연령층인구와구분하여노인인구를별도로분류하고있다. 노인인구에서는대부분의사람이만성질환을가지게되어만성질환유병률이매우높아지므로사회계층별만성질환유병의차이가젊은연령층에비하여감소하는것이일반적인현상이다. 본연구에서는우리나라의경우급격하게노인인구가증가하고있으며, 사회경제적변화로노인인구의교육수준이젊은연령층인구에비하여매우낮은점에서차이가있고, 노인, 특히노인단독가구의증가와함께노인빈곤율이높은현실을고려하여 65세이상노인인구에대해서는별도의분석을시도하여노인인구에서의사회경제적차이에따른건강불평등정도도파악하고자하였다. 나. 분석변수 1) 사회경제적위치지표사회경제적위치지표는제3장의사망분석과같이분류하였다. 단 65세이상노인인구에서는교육수준이초등학교졸업이하에과반수가치우쳐있고, 소득수준도하위계층인 5분위중 1분위에치우쳐있어 2그룹으로분류하였으며, 직업에대해서는노인에서현재직업이없는경우가대부분이므로분석하지않았다. 가구소득의분류는사망분석에서와같이가구원수를보정한월소득으로환산하여 5분위로분류하였으며, 가구균등화지수는 0.5를사용하였다. 2001년도와 1998년도에따로각각해당연도의조사대상인구전체의가구원수보정월소득을기준으로 5분위로분류하였다.

141 142 2) 건강수준변수본연구에서만성질환유병의정의는 2001년도와 1998년에이들만성질환의의사진단율에는큰차이가있어본연구에서는본인이인지한유병상태를기준으로유병을정의하였다. 즉, 지난 1년간만성질환목록표에해당하는질환을 3개월이상앓았거나현재앓고있습니까? 로질문하여한가지이상의질환각각에대해서조사된내용을분석하였다. 만성질환목록표는암, 소화기계질환, 순환기계질환, 근골격계질환, 내분비영양및대사성질환, 면역장애, 호흡기계질환, 정신및행동장애와신경계질환, 구강질환, 피부및비뇨생식기계질환, 눈및코의질환이포함된 57개질환목록으로구성되어있다. 1998년도에도같은질문을사용하였으나질환목록표구성에는다소차이가있었다. 이러한국민건강 영양조사의만성질환정의는미국건강면접조사 (National Health Interview Survey) 에서사용한다음과같은정의에근거하여구분한것이다. 주24) 1 질병의종류와상관없이발병후 3개월이넘어도낫지않는병으로서조사대상자가조사당일로부터 3개월이전부터그질환을앓고있었다고하는경우 2 실제이환기간에상관없이질병의자연사적특징에따라처음부터만성질환으로분류하는질환으로서, 일단발병후에는이환기간이통상적으로 3개월을초과하는질환주관적건강상태는 매우건강하다, 건강한편이다, 보통이다, 건강하지못한편이다, 매우건강하지못하다 의 5점척도로응답자가보고한내용을근거로 건강하지못한편이다 와 매우건강하지못하다 에속한경우를주관적건강상태가나쁜불건강한인구집단으로분류하여분석하였다. 3) 건강행위변수및임상적위험요인변수 사회경제적계층별만성질환이나주관적건강상태의차이에영향을미칠수 주 24) 국민건강 영양조사에서만성질환의범주에속하는질병은국제질병분류 (10 차개정판, ICD 10) 를근거로하였으며, 주요질환을조사한후주요만성질환군으로재분류한내용을만성질환범위에포함하고있다 ( 보건복지부 한국보건사회연구원, 2002).

142 유병수준의사회계층간차이 143 있는건강행위변수와임상적위험요인변수를사용하였으며, 이중만성질환유병이나주관적건강수준과유의한변수만을선택하여분석에포함하였다. 다. 분석방법유병률을산출하는연령보정은 2000년센서스조사인구를표준인구로하여 5세단위로직접표준화 (direct standardized) 방법으로 2001년도와 1998년도의평균유병률과 95% 신뢰구간을산출하여두연도의비교가가능하도록하였다. 사회경제적위치지표별질병의중증도를나타내는간접적인지표로보유한만성질환수에대하서는연속변수이므로 SAS 통계패키지의 Pro GLM을이용하여 ANCOVA(analysis of covariance) 를시행, 연령보정평균값과신뢰구간을구하였다. 사회경제적위치변수별건강수준의차이를산출하는데는로지스틱회귀분석 (multiple logistic regression) 모델을이용하여교차비 (odds ratio) 와 95% 신뢰구간 (CI) 을구하였다. 모든분석은 2001년과 1998년 2개연도를남녀별로, 25~64세연령군과 65세이상연령군별로따로실시하였으며, 분석은 SAS 통계패키지를사용하였다. 사회경제적위치지표별로건강수준 ( 만성질환유무, 주관적건강상태 ) 의차이에미치는영향을고려하기위하여, 본연구에서는다음의 3가지모델을분석하였다. (1) 모형 Ⅰ: 연령만을보정하여사회경제적위치지표별건강수준의차이를분석한모형 (2) 모형 Ⅱ: 모형 Ⅰ의연령보정외에건강행태요인인흡연, 음주, 운동여부가함께보정된모형 (3) 모형 Ⅲ: 모형 Ⅰ의연령보정외에건강행태요인과임상적위험요인변수가함께보정된모형

143 144 제 2 절사회계층별만성질환유병과주관적건강상태의차이 1. 연령보정만성질환유병률 본연구에서는 1998년및 2001년국민건강 영양조사데이터를이용하여 25~ 64세의경제활동인구와 65세이상의노인인구로나누어남자, 여자별로파악하였다. 교육수준, 소득수준, 직업유형별인구집단들의연령보정만성질환유병과주관적불건강상태의유병률을 2000년센서스인구에적용하여직접표준화방법으로구하였다. 1998년도국민건강 영양조사의만성질환유병률은 2001년보다높게조사되었으나주25) 본연구에서는사회경제적위치지표별상대적인차이를비교하고자하였다. < 표 4-1> 을통하여 25~64세의 2001년만성질환유병률을보면남자, 여자모두교육수준이낮아질수록유병률이점점높아지는계단형의불평등이관찰되었다. 가구원수보정가구월소득도대체로소득이낮은계층에서소득이높은계층보다유병률이높은양상을보였으나계단형의뚜렷한차이를보이지는않았다. 직업유형에따라서는남자에서는비육체노동자기타 ( 주로무직 ) 의유병률이가장높으며그다음이육체노동자이며, 비육체노동자의유병률이가장낮았다. 여자에서는육체노동자와기타 ( 주로주부 ) 의유병률이비슷하게높고비육체노동자의유병률이낮았다 ( 그림 4-1~그림 4-3 참조 ). 주 25) 2001 년도국민건강 영양조사의인구전체만성질환유병률은 46.18% 였으며 ( 보건복지부, 2002, p.99), 1998 년도인구전체의만성질환유병률은 56.0% 로조사되었다 ( 보건복지부, 1999, p.74). 본연구에서국민건강 영양조사의 25~64 세만성질환유병률은 2001 년 52.59%, 1998 년 65.72% 였으며, 65 세이상만성질환유병률은 2001 년 87.66%, 1998 년 88.62% 이다.

144 유병수준의사회계층간차이 145 표 4-1 사회계층별연령보정만성질환유병률, 25~64 세 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 유병률 (95% CI) N 유병률 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 1, ( ) 2, ( ) 중학교 1, ( ) 1, ( ) 고등학교 4, ( ) 4, ( ) 대학교이상 3, ( ) 2, ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 1, ( ) 2, ( ) 2분위 1, ( ) 2, ( ) 3분위 2, ( ) 2, ( ) 4분위 1, ( ) 1, ( ) 5분위 2, ( ) 2, ( ) 직업유형비육체노동자 3, ( ) 2, ( ) 육체노동자 5, ( ) 2, ( ) 기타 1, ( ) 5, ( ) 1998년교육수준초등학교이하 1, ( ) 3, ( ) 중학교 1, ( ) 1, ( ) 고등학교 4, ( ) 3, ( ) 대학교이상 3, ( ) 1, ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 1, ( ) 2, ( ) 2분위 2, ( ) 2, ( ) 3분위 2, ( ) 2, ( ) 4분위 1, ( ) 1, ( ) 5분위 2, ( ) 2, ( ) 직업유형비육체노동자 2, ( ) ( ) 육체노동자 6, ( ) 4, ( ) 기타 1, ( ) 5, ( )

145 146 그림 4-1 교육수준별연령보정만성질환유병률, 25~64 세, 2001 년 그림 4-2 소득수준별연령보정만성질환유병률, 25~64 세, 2001 년

146 유병수준의사회계층간차이 147 그림 4-3 직업유형별연령보정만성질환유병률, 25~64 세, 2001 년 표 4-2 사회계층별연령보정만성질환유병률, 65세이상 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 유병률 (95% CI) N 유병률 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) 1, ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) 1, ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) 1, ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) 1, ( ) 2~5분위 ( ) 1, ( )

147 148 < 표 4-2> 와같이 65세이상노인에서는남녀모두초등학교이하의낮은학력계층의유병률이초등학교졸업이상의학력을가진인구계층보다높았다. 소득수준별로도남녀모두소득이낮은하위 1분위계층이그보다상위소득계층 (2~5분위) 보다유병률이높았다 ( 그림 4-4~그림 4-5 참조 ). 그림 4-4 교육수준별연령보정유병률, 65 세이상, 2001 년 그림 4-5 소득수준별연령보정유병률, 65 세이상, 2001 년

148 유병수준의사회계층간차이 149 표 4-3 사회계층별연령보정보유만성질환수, 25~64 세 남자 여자 평균 (95% CI) 평균 (95% CI) 2001 교육수준초등학교이하 1.09 ( ) 1.64 ( ) 중학교 0.97 ( ) 1.20 ( ) 고등학교 0.79 ( ) 0.94 ( ) 대학교이상 0.73 ( ) 0.91 ( ) P< P< 소득수준 1분위 1.04 ( ) 1.38 ( ) 2분위 0.80 ( ) 1.10 ( ) 3분위 0.81 ( ) 1.08 ( ) 4분위 0.80 ( ) 1.04 ( ) 5분위 0.74 ( ) 1.03 ( ) P< P< 직업유형비육체노동자 0.73 ( ) 1.02 ( ) 육체노동자 0.84 ( ) 1.19 ( ) 기타 1.02 ( ) 1.11 ( ) P< P< 교육수준초등학교이하 1.38 ( ) 2.01 ( ) 중학교 1.25 ( ) 1.57 ( ) 고등학교 1.16 ( ) 1.33 ( ) 대학교이상 1.01 ( ) 1.12 ( ) P< P< 소득수준 1분위 1.27 ( ) 1.84 ( ) 2분위 1.18 ( ) 1.64 ( ) 3분위 1.18 ( ) 1.48 ( ) 4분위 1.13 ( ) 1.41 ( ) 5분위 1.07 ( ) 1.32 ( ) P< P< 직업유형비육체노동자 1.03 ( ) 1.23 ( ) 육체노동자 1.21 ( ) 1.62 ( ) 기타 1.20 ( ) 1.54 ( ) P< P<0.0001

149 150 표 4-4 사회계층별연령보정보유만성질환수, 65 세이상 남자 여자 평균 (95% CI) 평균 (95% CI) 2001 교육수준초등학교이하 1.95 ( ) 2.49 ( ) 중학교이상 1.74 ( ) 2.17 ( ) P<0.05 P<0.05 소득수준 1분위 2.00 ( ) 2.71 ( ) 2~5분위 1.68 ( ) 2.19 ( ) P<0.001 P< 교육수준초등학교이하 2.00 ( ) 2.47 ( ) 중학교이상 1.73 ( ) 2.19 ( ) P<0.01 N.S 소득수준 1분위 2.03 ( ) 2.70 ( ) 2~5분위 1.79 ( ) 2.20 ( ) P<0.01 P< 일반적으로가난한사람일수록사회계층이낮을수록만성질환유병률이높을뿐아니라질병의중증도 (severity) 와빈도가높은것으로알려져있다. 이를 double suffering 으로표현하고있다. 육체노동자가비육체노동자에비하여질병의중증도가높으며, 빈도도또한높은것으로나타났다 (Blank & Diderichen, 1996). 대퇴골골절의중증도를교육연한과소득집단별로분석한연구에서도질병의중증도는낮은사회계층에게서가파르게높아짐을밝히고있다 (Eachus et al., 1999). 국민건강 영양조사에서질병의중증도는파악되지않았기때문에본연구에서는질병의중증도를파악하는간접적인지표로한사람이가진만성질환수를사회경제적위치지표별로파악하였다. 물론만성질환에경증의질환이포함되어있어보유한질병의수로질병의중증도를나타내는데는제약이있기는하다. < 표 4-3> 에서보는바와같이 25~64세연령군에서 1인이보유한만성질환수는교육수준이낮을수록, 소득이낮을수록, 육체노동자와기타직업을가진

150 유병수준의사회계층간차이 151 집단 ( 무직, 주부등 ) 에서높았다. 이러한현상은 65세이상노인에서도마찬가지로뚜렷한경향을나타내었다 ( 표 4-4 참조 ). 이것은낮은사회계층에서만성질환을보다많이앓고있으며, 여러질병을중복보유한사람이많아그만큼중증도가높을수있는 이중의질병부담 을안고있음을나타내는것이다. 2. 연령보정주관적건강상태 < 표 4-5> 에서와같이 25~64세남녀별로스스로평가한주관적불건강인식률은만성질환유병률보다더욱뚜렷하게사회경제적지위지표에따라차이를보인다. 교육수준이낮을수록, 가구소득이낮을수록, 육체노동자와기타 ( 무직, 주부등 ) 에서주관적건강상태를나쁘다고자가평가하고있다. 이러한경향은 1998년에도유사하였다 ( 그림 4-6~그림 4-8 참조 ).

151 152 표 4-5 사회계층별연령보정주관적불건강인식률, 25~64 세 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 유병률 (95% CI) N 유병률 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 1, ( ) 1, ( ) 대학교이상 1, ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업유형비육체노동자 1, ( ) ( ) 육체노동자 1, ( ) ( ) 기타 ( ) 1, ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) 1, ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 1, ( ) 1, ( ) 대학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업비육체노동자 ( ) ( ) 육체노동자 2, ( ) 1, ( ) 기타 ( ) 1, ( )

152 유병수준의사회계층간차이 153 그림 4-6 교육수준별연령보정주관적불건강인식률, 25~64 세, 2001 년 그림 4-7 소득수준별연령보정주관적불건강인식률, 25~64 세, 2001 년 그림 4-8 직업유형별연령보정주관적불건강인식률, 25~64 세, 2001 년

153 154 < 표 4-5> 에서 65세이상노인의주관적건강평가에서도 25~64세인구와마찬가지로주관적건강평가는교육수준이낮은계층에서, 그리고소득수준이낮은계층에서더나쁜것으로나타나며, 교육수준과소득계층간차이가만성질환유병에서의차이보다컸다 ( 그림 4-9, 그림 4-10 참조 ). 표 4-6 사회계층별연령보정주관적불건강인식률, 65 세이상 ( 단위 : 명, %) 2001년교육수준 N 남자 불건강인식률 (95% CI) N 여자불건강 (95% CI) 인식률 초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 1998년교육수준 초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( )

154 유병수준의사회계층간차이 155 그림 4-9 교육수준별연령보정주관적불건강인식률, 65 세이상, 2001 년 그림 4-10 소득수준별연령보정주관적불건강인식률, 65 세이상, 2001 년

155 156 제 3 절사회계층별만성질환과주관적건강상태의불평등정도 ( 모델Ⅰ) 1. 교육수준별가. 25~64세 2001년의 25~64세인구의교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이를로지스틱분석을통하여연령보정한결과를제시하면 < 표 4-7> 과같다. 교육수준이낮아질수록만성질환유병이높아지며, 주관적건강인식은이보다좀더큰차이로나빠짐을볼수있다. 즉, 대학이상고학력자에비하여초등학교이하의저학력자의만성질환유병교차비는남자 1.44(95% 신뢰구간 : 1.23~ 1.68), 여자 2.55(95% 신뢰구간 2.17~3.00) 로만성질환유병위험이커짐을볼수있다. 표 4-7 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64 세, 2001 년, 모델 Ⅰ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자 교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자대학교이상 3,729 1, , 고등학교 4,317 2, ( ) 1, ( ) 중학교 1, ( ) ( ) 초등학교이하 1, ( ) ( ) 여자대학교이상 2,420 1, 고등학교 4,489 2, ( ) 1, ( ) 중학교 1,708 1, ( ) ( ) 초등학교이하 2,199 1, ( ) ( )

156 유병수준의사회계층간차이 157 주관적불건강상태의교차비는두그룹간을비교할때남자 2.62 (95% 신뢰구간 1.77~3.88), 여자 3.12 (95% 신뢰구간 2.22~4.39) 로고학력자와낮은학력자에서주관적불건강상태가커질위험도를보이고있다. 전반적으로만성질환보다는주관적건강상태에서낮은교육수준에있는사람들의유병위험이커지는것으로볼수있다. 또한남자에비하여여자에서교육수준간만성질환유병과주관적건강상태의불평등정도가높았다. 만성질환유병은 1998년에비하여 2001년에여자에서는교육수준에따른불평등도가약간커지고있는것을볼수있다. 그러나남자에서는교육수준과만성질환유병의불평등도에거의차이가없는것으로나타난다 ( 표 4-8, 그림 4-11, 그림 4-12 참조 ). 주관적건강상태는 2001년에 1998년에비하여남자에서는교육수준에따른불평등이약간커지고있으며, 여자에서는교육수준에따라불평등이더욱커지고있는것으로나타났다 ( 표 4-8, 그림 4-13, 그림 4-14 참조 ). 표 4-8 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64 세, 1998 년, 모델 Ⅰ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자대학교이상 3,096 1, 고등학교 4,301 2, ( ) 1, ( ) 중학교 1,518 1, ( ) ( ) 초등학교이하 1,622 1, ( ) ( ) 여자대학교이상 1, 고등학교 3,996 2, ( ) 1, ( ) 중학교 1,911 1, ( ) ( ) 초등학교이하 3,257 2, ( ) 1, ( )

157 158 그림 4-11 교육수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64 세남자 그림 4-12 교육수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64 세여자 그림 4-13 교육수준별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 25~64 세남자

158 유병수준의사회계층간차이 159 그림 4-14 교육수준별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 25~64 세여자 나. 65세이상 65세이상노인인구에서도교육수준별만성질환유병과주관적건강상태의위험에서차이를보인다. 1998년 65세이상여자를제외하면 < 표 4-9> 및 < 표 4-10> 과같이교육수준이중졸이상인인구계층에비하여초등학교이하에서, 그리고소득수준이높은 (2~5 분위 ) 인구계층에비하여낮은 (1분위) 인구계층에서만성질환이환의위험과주관적건강상태가나쁠확률이뚜렷하게높은것으로나타난다. 2001년 65세이상노인의만성질환유병을보면중학교이상고학력자에비하여초등학교이하저학력자의교차비가남자는 1.51(95% 신뢰구간 1.12~ 2.02) 이었고, 여자는 2.22(95% 신뢰구간 1.42~3.48) 로교육수준에따른유병위험의차이를보였다. 2001년주관적불건강상태는남자노인에서는중학교이상학력자에비교한초등학교이하저학력자의교차비가 2.62(95% 신뢰구간 1.64~4.04) 였으며, 여자노인에서두그룹간교차비는 1.60(95% 신뢰구간 0.98~2.62) 으로저학력자의주관적불건강위험도가높은것으로나타났다. 본연구결과는특히 1998년에비하여 2001년에 65세이상노인의만성질환유병과주관적불건강인식의불평등정도가뚜렷하게커진점을보여주고있다. ( 그림 4-15~4-18 참조 ).

159 160 표 4-9 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 65 세이상, 2001 년 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자 교차비 (95% CI) N 유병자 교차비 (95% CI) 남자중학교이상 초등학교이하 ( ) ( ) 여자중학교이상 초등학교이하 1,792 1, ( ) ( ) 표 4-10 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 65 세이상, 1998 년 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자 교차비 (95% CI) N 유병자 교차비 (95% CI) 남자중학교이상 초등학교이하 ( ) ( ) 여자중학교이상 초등학교이하 1,937 1, ( ) ( ) 그림 4-15 교육수준별만성질환유병교차비 (95% CI), 65 세이상남자

160 유병수준의사회계층간차이 161 그림 4-16 교육수준별만성질환유병교차비 (95% CI), 65 세이상여자 그림 4-17 교육수준별주관적건강인식교차비 (95% CI), 65 세이상남자 그림 4-18 교육수준별주관적건강인식교차비 (95% CI), 65 세이상여자

161 소득수준별가. 25~64세 2001년 25~64세의소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이를보면 < 표 4-11> 과같다. 소득수준이낮아질수록 (5분위에서 1분위로갈수록 ) 만성질환유병확률이높아지기는하지만교육수준과같이계단형의선형적인관계를보이지는않는다. 표 4-11 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64 세, 2001 년, 모델 Ⅰ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자 교차비 (95% CI) N 유병자 교차비 (95% CI) 남자 5분위 2,277 1, 분위 1, ( ) ( ) 3분위 2,144 1, ( ) ( ) 2분위 1, ( ) ( ) 1분위 1, ( ) ( ) 여자 5분위 2,215 1, 분위 1, ( ) ( ) 3분위 2,171 1, ( ) ( ) 2분위 2,110 1, ( ) ( ) 1분위 2,066 1, ( ) ( ) < 표 4-12> 의 1998년과비교할때소득수준별만성질환의차이가 2001년에증가하지는않은것으로나타난다. 여자에서는소득수준별만성질환유병위험의차이는 1998년도에비하여다소감소하였다 ( 그림 4-19, 4-20 참조 ). 소득수준이상위 5분위인고소득계층에비하여최하위소득계층의만성질환유병의교차비는남자에서 1998년에 1.27 (95% 신뢰구간 ) 에서 2001년

162 유병수준의사회계층간차이 163 에 1.30 (95% 신뢰구간 1.14~1.48) 으로유사한수준이었으며, 여자에서는 1998 년에 1.75 (95% 신뢰구간 1.51~2.03) 에서 2001년에 1.43 (95% 신뢰구간 1.25~ 1.63) 으로약간감소하였다. 표 4-12 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64 세, 1998 년, 모델 Ⅰ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자 교차비 (95% CI) N 유병자 교차비 (95% CI) 남자 5분위 2,229 1, 분위 1,819 1, ( ) ( ) 3분위 2,418 1, ( ) ( ) 2분위 2,293 1, ( ) ( ) 1분위 1,778 1, ( ) ( ) 여자 5분위 2,119 1, 분위 1,784 1, ( ) ( ) 3분위 2,478 1, ( ) ( ) 2분위 2,490 1, ( ) ( ) 1분위 2,046 1, ( ) ( ) 그림 4-19 소득수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64 세남자

163 164 그림 4-20 소득수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64 세여자 소득계층별주관적건강상태의불평등정도는만성질환에비하여남자, 여자모두에서더크게나타난다. 또한남자, 여자모두에서 1998년도에비하여소득수준별주관적건강상태의불평등정도는커진것으로나타난다. 소득수준이상위인 5분위에속한고소득계층에비하여최하위소득계층인 1분위의저소득계층의주관적불건강인식의교차비는남자에서 1998년에 2.34 (95% 신뢰구간 1.17~3.21) 에서 2001년에 3.23 (95% 신뢰구간 2.27~4.61) 이며, 여자에서는 2.14(95% 신뢰구간 1.66~2.76) 에서 2001년에는 2.24(95% 신뢰구간 1.67~2.99) 로증가하였다 ( 표 4-11, 표 4-12, 그림 4-21, 4-22 참조 ). 그림 4-21 소득수준별주관적건강인식의교차비 (95% CI), 25~64세남자

164 유병수준의사회계층간차이 165 그림 4-22 소득수준별주관적건강인식의교차비 (95% CI), 25~64 세여자 나. 65세이상 2001년 65세이상노인인구에서의소득수준별만성질환유병과주관적건강상태의차이는 < 표 4-13> 과같다. 남자, 여자모두소득이높은 2~5분위인구에비하여소득수준이낮은 (1분위) 인구계층에서만성질환유병위험이높았다. < 표 4-14> 의소득수준별 1998년도만성질환유병의차이에비하여 < 표 4-13> 의 2001년도에소득수준별만성질환유병위험의차이가특히남자노인에서는뚜렷하게커진것을볼수있다 ( 그림 4-23, 4-24 참조 ). 소득수준이높은노인집단에비하여낮은집단에서만성질환유병위험의교차비는남자에서는 1998년 1.13 (95% 신뢰구간 0.83~1.52) 에서 2001년 1.60 (95% 신뢰구간 1.18~2.17) 으로증가하였다. 여자에서는두그룹간교차비는 1998년 1.55 (95% 신뢰구간 1.13~2.14), 2001년 1.55 (95% 신뢰구간 1.12~2.15) 로변화가없었다.

165 166 표 4-13 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 65 세이상, 2001 년 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자 교차비 (95% CI) N 유병자 교차비 (95% CI) 남자 2~5분위 분위 ( ) ( ) 여자 2~5분위 분위 1, ( ) ( ) 표 4-14 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 65 세이상, 1998 년 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자 교차비 (95% CI) N 유병자 교차비 (95% CI) 남자 2~5분위 분위 ( ) ( ) 여자 2~5분위 1, 분위 1, ( ) ( ) 그림 4-23 소득수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 65 세이상남자

166 유병수준의사회계층간차이 167 그림 4-24 소득수준별만성질환유병의교차비 (95% CI), 65 세이상여자 소득수준별 65세이상노인의주관적건강상태도남자, 여자모두 1998년에비하여 2001년에불평등도가커진것으로나타난다 ( 표 4-13, 표 4-14, 그림 4-25, 4-26 참조 ). 즉, 소득수준이높은노인집단에비하여낮은집단에서만성질환유병의교차비는남자에서는 1998년 1.62 (95% 신뢰구간 1.07~2.45) 에서 2001년 1.66 (95% 신뢰구간 1.08~2.55) 으로유지되었으나, 여자에서는 1998년 1.31 (95% 신뢰구간 0.96~1.79), 2001년 1.64 (95% 신뢰구간 1.17~2.30) 로증가하였음을볼수있다. 그림 4-25 소득수준별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 65 세이상남자

167 168 그림 4-26 소득수준별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 65 세이상여자 3. 직업유형별 직업유형별만성질환유병위험의차이는 25~64세경제활동인구에대해서만파악하였다. 2001년 25~64세비육체노동자 (non-manual) 와육체노동자 (manual) 및기타 ( 무직, 주부등 ) 의만성질환유병률, 주관적건강상태의차이를보면 < 표 4-15> 와같다. 대체로남자와여자에서모두육체노동자가비육체노동자나기타인구에비하여만성질환유병위험이높다. 남자와여자에서모두 1998년에비하여 2001년에비육체노동자에비교한육체노동자의만성질환유병위험이크게높아지고있음을볼수있다. 또한 1998 년에비하여 2001년도의직업유형별만성질환의유병의불평등정도는남자에서는커지고여자에서는약간줄어든것으로나타난다 ( 그림 4-27, 4-28 참조 ).

168 유병수준의사회계층간차이 169 그림 4-27 직업유형별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64 세남자 그림 4-28 직업유형별만성질환유병의교차비 (95% CI), 25~64 세여자 표 4-15 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64 세, 2001 년, 모델 Ⅰ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자 교차비 (95% CI) N 유병자 교차비 (95% CI) 남자비육체노동자 3,624 1, , 육체노동자 5,288 2, ( ) 1, ( ) 기타 1, ( ) ( ) 여자비육체노동자 2, 육체노동자 2,973 1, ( ) ( ) 기타 5,613 3, ( ) 1, ( )

169 170 표 4-16 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령보정 ), 25~64 세, 1998 년, 모델 Ⅰ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자비육체노동자 4,430 2, , 육체노동자 4,482 2, ( ) 1, ( ) 기타 1,625 1, ( ) ( ) 여자비육체노동자 육체노동자 4,438 3, ( ) 1, ( ) 기타 5,484 3, ( ) 1, ( ) 직업유형별로 25~64세의주관적건강상태는만성질환유병과대체로마찬가지유형을보인다 ( 표 4-15, 표 4-16 참조 ). 그러나남자에서는 1998년에육체노동자보다기타 ( 주로무직 ) 에속한인구에서주관적건강상태가더욱나빴으며, 2001년도에는육체노동자가비육체노동자나기타인구에비하여주관적건강상태가나빴다. 특히남자에서 1998년에비하여 2001년에비육체노동자에비교한육체노동자의주관적건강상태가나쁠위험이증가하였음을볼수있다 ( 그림 4-29 참조 ). 여자에서는 1998년, 2001년모두육체노동자의주관적건강상태가기타 ( 주로주부 ) 에비하여더나빴다 ( 그림 4-30 참조 ). 그림 4-29 직업유형별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 25~64 세남자

170 유병수준의사회계층간차이 171 그림 4-30 직업유형별주관적불건강인식교차비 (95% CI), 25~64 세여자 제 4 절사회계층별유병수준의차이와이에관련된건강행태및임상적위험요인의영향 ( 모델Ⅱ, 모델Ⅲ) 1. 사회계층별건강행태및임상적위험요인의차이 질병이나사망등의건강수준에미치는건강행위의역할에대하여 Adler 등 (1993) 은건강행위를건강수준에미치는주요요인으로파악하였다. 그러나다른연구들에서는전통적인건강행위, 즉, 식이, 흡연, 음주, 콜레스테롤수준등은사회경제계층간의건강수준의차이를설명하지못한다고보고있으며, 낮은사회계층에서흡연등건강위해행위를보다더많이하는경향이있고흡연과사망과의연관성이사회경제적지위로인하여나타나는부분이많다는것이지적되었다. 낮은사회계층에속하는인구에서보다운동을덜하고 (sedentary lifestyle), 과체중인구, 흡연인구가많다. 따라서저소득층, 교육수준이낮은계층에서높은사망수준은이들이건강위해행위를보다많이하는것이하나의원인일것이라고보는연구도있다 (Davey et al., 1990; Lantz et al., 1998). 1987년 Alameda County 연구에서도흡연등건강위해행위는사회경제적요인이사망에미치는영향에중요한기여를하지는않는것으로나타났다. 빈곤지역에서의사망위험은흡연, 음주, 운동, 과체중, 수면시간등의건강행위를통제하였을

171 172 때도거의변화하지않았다는연구결과도제시되고있다 (Haan et al., 1987). 다른코호트연구에서도콜레스테롤수준이사회경제계층간의건강수준의차이에기여하지못하는것으로파악되었다 (Marmot et al., 1991; Davey et al., 1990). 대체로건강행위가건강수준에기여하는것은건강행위자체가구조적으로물질적인조건에뿌리를두고있기때문에나타나는것으로파악되고있다. 즉, 사회계층에따른물질적조건과사회구조적지위의차이가건강실천행위나건강위해행위에영향을미친다는것이다. 본연구에서는국내외선행연구고찰과분석과정에의유의성을고려하여, 2001년도및 1998년도국민건강 영양조사에서포함한건강행태변수와임상적위험요인변수를흡연여부와흡연량, 음주, 운동비실천을건강위해행태로보았으며, 과체중, 수면시간, 스트레스인식정도, 정기건강검진, 혈압, 총콜레스테롤, 공복혈당, 허리엉덩이둘레비 (WHR) 등도고려하여이들위험요인이교육수준, 소득수준, 직업유형등의사회경제적위치지표별로차이를보이는지를파악하고자하였다. 가. 흡연율의차이 25~64세의 2001년도및 1998년현흡연율을연령표준화하여남녀별로보면 < 표 4-17> 과같다. 교육수준별로는 2001년도에는남자는중학교나고등학교학력을가진인구계층에비하여대졸 ( 전문대졸 ) 이상인구계층에서현흡연율이가장낮았으나초등학교이하의낮은학력자에서도흡연율이낮았다. 1998년도남자에서는교육수준이높을수록흡연율이낮았다. 소득수준별로는여자에서예외적으로상위소득계층 (5분위) 에서흡연율이높았지만, 대체로남녀모두소득수준이낮을수록흡연율이높은음 (negative) 의선형적인관계를나타냈다. 직업별로는남자에서육체노동자의흡연율이높고, 기타 ( 무직 ) 의흡연율은더높았다. 65세이상노인에서는교육수준이낮은계층과소득이낮은계층에서남자, 여자모두현흡연율이높았다. 이들노인인구에서는 1998년에비하여 2001년에

172 유병수준의사회계층간차이 173 소득과교육수준에따른흡연율차이는남자에서는다소줄어든것으로보인다 ( 표 4-18 참조 ). 표 4-17 사회계층별연령보정현흡연율, 25~64 세 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 흡연율 (95% CI) N 흡연율 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 1, ( ) 1, ( ) 대학교이상 1, ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업비육체노동자 1, ( ) ( ) 육체노동자 1, ( ) ( ) 기타 ( ) 1, ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) 1, ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 1, ( ) 1, ( ) 대학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업유형비육체노동자 ( ) ( ) 육체노동자 2, ( ) 1, ( ) 기타 ( ) 1, ( )

173 174 표 4-18 사회계층별연령보정현흡연율, 65 세이상 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 흡연율 (95% CI) N 흡연율 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 그림 4-31 소득수준별연령보정흡연율, 25~64 세, 2001 년

174 유병수준의사회계층간차이 175 그림 4-32 직업유형별연령보정흡연율, 25~64 세, 2001 나. 음주율의차이 음주율은현재 자주마신다, 가끔마신다 는경우를음주자로, 거의안마신다, 전혀안마신다, 과거에는마셨으나현재는마시지않는다 를비음주자로분류하였다. 음주율은다른국내외연구결과와마찬가지로남자에서는교육수준과소득에따른차이를볼수없었다. 여자의음주율은교육수준이높은계층에서약간높은경향을보인다 ( 표 4-19 참조 ). 65세이상노인에서는교육수준이낮고소득이낮은계층에서여자의음주율은높은것으로보이나, 남자에서는뚜렷한경향을발견할수없었다 ( 표 4-20 참조 ).

175 176 표 4-19 사회계층별연령보정현음주율, 25~64 세 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 음주율 (95% CI) N 음주율 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 1, ( ) 1, ( ) 대학교이상 1, ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업유형비육체노동자 1, ( ) ( ) 육체노동자 1, ( ) ( ) 기타 ( ) 1, ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) 1, ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 1, ( ) 1, ( ) 대학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업유형비육체노동자 ( ) ( ) 육체노동자 2, ( ) 1, ( ) 기타 ( ) 1, ( )

176 유병수준의사회계층간차이 177 표 4-20 사회계층별연령보정현음주율인구비율, 65 세이상 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 음주율 (95% CI) N 음주율 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 다. 운동실천율의차이운동실천율은여러건강행태중가장사회계층에따른뚜렷한차이를보이는대표적인건강행위이다. 운동실천여부는운동빈도와지속시간을고려하여각 3회이상 1회 20분이상의규칙적운동실천자와 1회 20분이상운동주 2회이하운동하는불규칙운동실천자를합하여운동실천자로분류하였다. 본연구에서도다른운동실천율은 25~64세와 65세이상연령군에서 2001년, 1998년도모두교육수준이높을수록, 소득수준이높을수록, 비육체노동자계층에서뚜렷하게높아지는선형관계를보였다 ( 표 4-21, 4-22 참조 ).

177 178 표 4-21 사회계층별연령보정운동실천율, 25~64 세 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 운동실천율 (95% CI) N 운동실천율 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 1, ( ) 1, ( ) 대학교이상 1, ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업유형비육체노동자 ( ) ( ) 육체노동자 1, ( ) ( ) 기타 ( ) 1, ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) 1, ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 1, ( ) 1, ( ) 대학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업유형비육체노동자 ( ) ( ) 육체노동자 2, ( ) 1, ( ) 기타 ( ) 1, ( )

178 유병수준의사회계층간차이 179 표 4-22 사회계층별연령보정운동실천율, 65세이상 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 운동실천율 (95% CI) N 운동실천율 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 그림 4-33 교육수준별연령보정운동실천율, 25~64 세, 2001 년

179 180 그림 4-34 소득수준별연령보정운동실천율, 25~64 세, 2001 년 그림 4-35 직업유형별연령보정운동실천율, 25~64 세, 2001 년 라. 비만 ( 과체중 ) 유병률의차이 과체중유병률은체질량지수 (BMI) 25 이상으로구분하였다. 25~64세인구에서 2001년도와 1998년도모두여자에서는과체중유병률이교육수준이낮아질수록, 소득이낮을수록뚜렷하게높았다. 그러나남자에서는교육수준과소득이높은인구계층비육체노동자에서오히려과체중유병률이높은경향을보인다 ( 표 4-23 참조 ). 65세이상인구에서는교육수준이높고, 소득이높은계층에서과체중유병률이높았다 ( 표 4-24 참조 ).

180 유병수준의사회계층간차이 181 표 4-23 사회계층별연령보정과체중 (BMI 25) 유병률, 25~64 세 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 유병률 (95% CI) N 유병률 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 ( ) 1, ( ) 대학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업유형비육체노동자 ( ) ( ) 육체노동자 1, ( ) ( ) 기타 ( ) 1, ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) 1, ( ) 중학교 ( ) ( ) 고등학교 1, ( ) 1, ( ) 대학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 4분위 ( ) ( ) 5분위 ( ) ( ) 직업유형비육체노동자 ( ) ( ) 육체노동자 1, ( ) 1, ( ) 기타 ( ) 1, ( )

181 182 표 4-24 사회계층별연령보정과체중 (BMI 25) 유병률, 65 세이상 ( 단위 : 명, %) 남자 여자 N 유병률 (95% CI) N 유병률 (95% CI) 2001년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 1998년교육수준초등학교이하 ( ) ( ) 중학교이상 ( ) ( ) 가구월평균소득 ( 가구원수보정, 5분위 ) 1분위 ( ) ( ) 2~5분위 ( ) ( ) 2. 사회계층별유병수준의차이에건강행태요인의영향 가. 건강행태의영향 ( 모델 Ⅱ) 기존의연구들은건강행위와건강수준의관련성에대하여다음의두가지결과를제시하여왔다. 한편의연구들은건강행위가여전히질병, 사망에영향을미치는주요한요인이라는것이다. 다른한편의연구들은건강행위들이건강수준에미치는영향은건강행위들이사회경제계층에따라차이를보이는구조적인영향에의해서결정된다는것이다. 건강행위들이사회경제계층별건강수준의차이와불평등에어떻게기여할것인가에대한규명은관련정책이나프로그램중재의타당성을평가하고, 정책대안을도출하는데근거를제시해줄수있을것이다. 앞에서는연령효과를보정하고사회계층변수인교육수준과소득수준, 직업

182 유병수준의사회계층간차이 183 계층변수만을각각고려하여이들사회계층별차이가건강수준에미치는영향을다변량로지스틱회귀분석을통하여분석하였다 ( 모델 Ⅰ). 다음은연령과함께건강행위변수를보정한후사회계층변수와만성질환유병과의관련성을파악하기위해서다변량로지스틱회귀분석을하였다 ( 모델 Ⅱ). 여기서분석에포함한건강행위변수들은현흡연여부, 흡연량, 현음주여부수준, 운동실천의 4가지이다. 1) 교육수준별연령과건강행태 ( 흡연, 음주, 운동 ) 를보정한결과, 교육수준에따른만성질병유병확률은남자, 여자에서모두보정전보다교육수준간의만성질환과주관적건강상태의불평등정도가줄어드는경향을보인다. 여자에서는교육수준이가장낮은인구계층에서만성질환과주관적건강상태에유의한차이가있었다. 남자에서는교육수준이낮아질수록만성질환유병위험이높아지는경향을보이기는하나통계적으로유의하지는않았다 ( 표 4-25 참조 ). 1998년도에는건강행태변수들을보정한 [ 모델 2] 와보정전인 [ 모델 1] 의결과를비교하면교육수준이대학교이상을기준으로할때초등학교이하의인구계층에서만성질환유병이나주관적건강상태의교차비가더욱큰것을볼수있다 ( 표 4-25, 4-26 참조 ). [ 모델 2] 에서 1998년도여자에서흡연 ( 현흡연과흡연량 ) 은주관적건강상태에유의한관련성을가지는것으로나타난다. 남자에서는건강행위와만성질환, 건강행위와주관적건강상태의관련성을보이지않는다 ( 표 4-26 참조 ).

183 184 표 4-25 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64 세, 2001 년, 모델 Ⅱ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자교육수준대학교이상 고등학교 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 초등학교이하 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( >10) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 0.96 ( ) 여자교육수준대학교이상 고등학교 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 초등학교이하 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( >10) 운동여부운동 운동안함 ( ) >10 ( >10) 흡연량 0.99 ( ) 0.03 ( >10)

184 유병수준의사회계층간차이 185 표 4-26 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64 세, 1998 년, 모델 Ⅱ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자교육수준대학교이상 고등학교 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 초등학교이하 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) - 운동여부 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 여자교육수준대학교이상 고등학교 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 초등학교이하 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 0.98 ( ) 1.02 ( )

185 186 2) 소득수준별 < 표 4-27> 과 < 표 4-28> 에서 2001년및 1998년소득수준에따른건강상태의차이는연령과건강행태요인을보정하면선형적인관계를거의볼수없었다. 그러나소득수준이최하위에속해있는여자는여전히주관적건강상태가유의하게나쁜것으로나타나빈곤이특히여성에서주관적건강상태에큰영향을미친다고볼수있다. 소득수준을보정하면여자에서는음주 (2001년의경우 ) 와, 흡연 ( 현흡연여부및흡연량, 1998년의경우 ) 이주관적건강상태에유의한관련성을가지는것으로나타난다. 남자에서는소득수준을보정하면건강행위와만성질환, 건강행위와주관적건강상태의관련성은보이지않는다. 이러한결과는소득수준에따라만성질환유병과주관적건강상태에차이가있지만건강행태요인으로보정하면그효과가일부사라지는것을의미한다. 즉, 소득수준에따라유병상태가다르지만그것은순수한소득수준의영향이라기보다는건강행태요인에의해서설명될수있는부분이있다는것을나타낸다고볼수있다.

186 유병수준의사회계층간차이 187 표 4-27 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64 세, 2001 년, 모델 Ⅱ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자소득수준 5분위 분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 1분위 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 여자소득수준 5분위 분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 1분위 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( >10) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 0.99 ( ) 1.02 ( )

187 188 표 4-28 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64 세, 1998 년, 모델 Ⅱ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자소득수준 5분위 분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 1분위 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 여자소득수준 5분위 분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 1분위 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 0.98 ( ) 1.02 ( )

188 유병수준의사회계층간차이 189 3) 직업유형별직업에따른만성질환과주관적건강상태에서연령과건강행태요인을보정하면남자에서는 2001년에만성질환유병과주관적건강상태가직업에따라통계적으로유의한차이를보이지않았지만 1998년에는주관적건강상태에서유의한차이를보이고있다. 여자에서는 2001년에만성질환유병과주관적건강상태가직업유형별로유의한차이를보이지않았다. 1998년에는여자는만성질환유병확률은비육체노동자를기준으로할때육체노동자의만성질환유병교차비가 1.84 (95% 신뢰구간 1.15~2.94), 기타 1.84 (95% 신뢰구간 1.07~3.15) 이었으며, 주관적건강상태는남자는비육체노동자에비하여육체노동자에서교차비가 2.22 (95% 신뢰구간 1.42~3.48), 기타에서 2.06 (95% 신뢰구간 1.17~3.64) 으로만성질환유병위험이높아짐을볼수있다. 남자에서는 2001년, 1998년모두건강행위와만성질환, 건강행위와주관적건강상태의관련성을보이지않았지만, 1998년여자에서는비육체노동자를기준으로할때육체노동자의교차비는 2.27 (95% 신뢰구간 1.11~4.65), 기타노동자의교차비는 2.30 (95% 신뢰구간 1.07~4.94) 으로육체노동자와기타의만성질환유병위험이높아지는것으로나타났다. 여자에서는흡연 (1998년), 음주 (2001년) 가주관적상태와관련성이있는것으로나타났다. 이를종합하면남자에서는건강행위를보정하면교육수준과소득수준, 직업유형에따른만성질환유병과주관적건강상태의차이가낮아지거나거의유의한차이가없어지는데비하여여자는건강행위를보정한후에도사회계층요인에의한영향이여전히높은것으로나타났다고볼수있다 ( 표 4-29, 4-30 참조 ).

189 190 표 4-29 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 24~64 세, 2001 년, 모델 Ⅱ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자비육체노동자 육체노동자 ( ) ( ) 기타 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 여자비육체노동자 육체노동자 ( ) ( ) 기타 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( >10) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 0.99 ( ) 1.02 ( )

190 유병수준의사회계층간차이 191 표 4-30 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령과건강행태요인보정 ), 25~64 세, 1998 년, 모델 Ⅱ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자직업유형비육체노동자 육체노동자 ( ) ( ) 기타 ( ) ( ) 흡연여부흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 여자직업유형비육체노동자 육체노동자 ( ) ( ) 기타 ( ) ( ) 흡여여부흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주여부음주안함 음주 ( ) ( ) 운동여부운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 0.98 ( ) 1.02 ( ) 3. 건강행태와임상적위험요인의영향 ( 모델 Ⅲ) 다음은사회경제계층변수들에건강행위변수와함께검진조사에서파악된임상적위험요인을포함하여다변량로지스틱회귀분석을하였다 ( 모델 Ⅲ).

191 192 즉, 연령과건강행태 ( 흡연, 음주, 운동 ) 와함께검진조사에서파악된임상적위험요인을보정하고만성질환유병과주관적건강상태가사회경제적위치지표에따라어떻게달라지는가를봄으로써건강행태와동시에임상적위험요인이사회계층별로만성질환유병과주관적건강상태에미치는영향정도를보고자하였다. 분석결과이들두그룹의요인들을모두보정하면교육수준에따른만성질환유병의차이는남자에서는 1998년에만최하위계층에서볼수있었으나, 여자에서는교육수준이낮은계층에서 2001년, 1998년모두여전히만성질환유병확률이유의하게높은것을볼수있다. 주관적건강상태는남자, 여자모두교육수준이낮아짐에따라주관적건강상태가유의하게나빠지는것으로나타났다 ( 표 4-31, 표 4-32 참조 ). 1998년에여자에서소득수준이낮을수록만성질환유병확률이유의하게높았으나, 남자에서는유의한차이를볼수없었다. 여자에서소득수준이높은 (5분위 ) 인구계층을기준으로할때최하위 (1분위) 인소득계층에서주관적건강상태의교차비는 2001년에는 3.02(95% 신뢰구간 1.09~8.37), 1998년에는 4.07(95% 신뢰구간 2.11~7.84) 이었다 ( 표 4-33, 4-34 참조 ). 직업이비육체노동자에비하여육체노동자에서 1988년만성질환유병확률이유의하게높았으며, 여자에서는 1988년, 2001년양년도모두육체노동자와기타 ( 주로주부등무직군 ) 인구계층에서건강행태요인과임상적위험요인을보정한후에도유의하게주관적건강상태가비육체노동자군에비하여높은것으로나타났다 ( 표 4-35, 4-36 참조 ). 이러한결과는교육수준이가장낮은인구계층에서는남자, 여자모두건강행태와임상적위험요인을보정한후에도만성질환유병과주관적건강상태가나쁠확률이여전히크다는것을보여준다. 특히소득수준은여자에서유의하게건강수준에영향을미치는것으로나타나고있어여자가빈곤으로인하여더욱건강상태에악영향을받는다고볼수있다. 건강수준에영향을미치는행태요인은여자에서운동과흡연으로나타났으며, 임상적위험요인은유의한영향을나타내지않았다.

192 유병수준의사회계층간차이 193 표 4-31 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64 세, 2001 년, 모델 Ⅲ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자대학교이상 고등학교 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 초등학교이하 ( ) ( >10) 흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 0.78 ( >10) >10 ( >10) 수면시간 0.87 ( ) 0.58 ( ) 비만도 (BMI) 1.08 ( ) 0.86 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.01 ( ) HDL 콜레스테롤 1.00 ( ) 0.98 ( ) 수축기혈압 0.98 ( ) 0.99 ( ) 이완기혈압 1.02 ( ) 1.01 ( ) 여자대학교이상 고등학교 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 초등학교이하 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( >10) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.01 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 0.08 ( ) 6.73 ( >10) 수면시간 0.94 ( ) 1.14 ( ) 비만도 (BMI) 1.02 ( ) 0.98 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.00 ( ) HDL 콜레스테롤 0.99 ( ) 1.00 ( ) 수축기혈압 0.99 ( ) 1.00 ( ) 이완기혈압 0.98 ( ) 1.03 ( )

193 194 표 4-32 교육수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64 세, 1998 년, 모델 Ⅲ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자대학교이상 고등학교 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 초등학교이하 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 0.68 ( ) 0.36 ( ) 수면시간 1.10 ( ) 0.97 ( ) 비만도 (BMI) 1.04 ( ) 0.95 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.00 ( ) HDL 콜레스테롤 1.01 ( ) 1.00 ( ) 수축기혈압 0.99 ( ) 1.00 ( ) 이완기혈압 1.03 ( ) 1.02 ( ) 여자 대학교이상 고등학교 ( ) ( ) 중학교 ( ) ( ) 초등학교이하 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 0.98 ( ) 1.03 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 1.22 ( ) 0.05 ( ) 수면시간 1.01 ( ) 0.95 ( ) 비만도 (BMI) 1.00 ( ) 0.94 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.00 ( ) HDL 콜레스테롤 0.98 ( ) 0.99 ( ) 수축기혈압 0.98 ( ) 1.00 ( ) 이완기혈압 1.01 ( ) 1.01 ( )

194 유병수준의사회계층간차이 195 표 4-33 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64 세, 2001 년, 모델 Ⅲ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자 5분위 분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 1분위 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 1.02 ( >10) >10 ( >10) 수면시간 0.89 ( ) 0.61 ( ) 비만도 (BMI) 1.08 ( ) 0.88 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.01 ( ) HDL 콜레스테롤 0.99 ( ) 0.98 ( ) 수축기혈압 0.98 ( ) 1.00 ( ) 이완기혈압 1.02 ( ) 1.00 ( ) 여자 5분위 분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 1분위 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( >10) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.01 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 0.08 ( ) 6.93 ( >10) 수면시간 0.93 ( ) 1.22 ( ) 비만도 (BMI) 1.02 ( ) 0.98 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.00 ( ) HDL콜레스테롤 0.99 ( ) 1.01 ( ) 수축기혈압 0.99 ( ) 1.00 ( ) 이완기혈압 0.99 ( ) 1.03 ( )

195 196 표 4-34 소득수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64 세, 1998 년, 모델 Ⅲ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자 5분위 분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 1분위 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 0.90 ( ) 0.94 ( ) 수면시간 1.10 ( ) 0.95 ( ) 비만도 (BMI) 1.03 ( ) 0.95 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 0.99 ( ) HDL 콜레스테롤 1.01 ( ) 1.00 ( ) 수축기혈압 1.00 ( ) 1.00 ( ) 이완기혈압 1.03 ( ) 1.02 ( ) 여자 5분위 분위 ( ) ( ) 3분위 ( ) ( ) 2분위 ( ) ( ) 1분위 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 0.98 ( ) 1.03 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 1.23 ( ) 0.06 ( ) 수면시간 1.01 ( ) 0.96 ( ) 비만도 (BMI) 1.01 ( ) 0.96 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.00 ( ) HDL 콜레스테롤 0.99 ( ) 0.99 ( ) 수축기혈압 0.99 ( ) 1.00 ( ) 이완기혈압 1.00 ( ) 1.00 ( )

196 유병수준의사회계층간차이 197 표 4-35 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64세이상, 2001년, 모델 Ⅲ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자비육체노동자 육체노동자 ( ) ( ) 기타노동자 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 0.79 ( >10) >10 ( >10) 수면시간 0.88 ( ) 0.59 ( ) 비만도 (BMI) 1.08 ( ) 0.87 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.01 ( ) HDL 콜레스테롤 1.00 ( ) 0.98 ( ) 수축기혈압 0.98 ( ) 0.99 ( ) 이완기혈압 1.02 ( ) 1.01 ( ) 여자비육체노동자 육체노동자 ( ) ( ) 기타노동자 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( >10) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.02 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 0.20 ( >10) ( >10) 수면시간 0.94 ( ) 1.12 ( ) 비만도 1.04 ( ) 0.97 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.00 ( ) HDL 콜레스테롤 0.99 ( ) 1.00 ( ) 수축기혈압 0.99 ( ) 1.00 ( ) 이완기혈압 0.98 ( ) 1.03 ( )

197 198 표 4-36 직업수준에따른만성질환과주관적건강상태의차이 ( 연령, 건강행태, 임상적위험요인보정 ), 25~64 세, 1998 년, 모델 Ⅲ 만성질환여부 주관적불건강상태 N 유병자교차비 (95% CI) N 유병자교차비 (95% CI) 남자비육체노동자 육체노동자 ( ) ( ) 기타 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 1.00 ( ) 1.00 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 0.87 ( ) 0.84 ( ) 수면시간 1.10 ( ) 0.95 ( ) 비만도 1.03 ( ) 0.96 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 0.99 ( ) HDL 콜레스테롤 1.01 ( ) 1.00 ( ) 수축기혈압 1.00 ( ) 1.00 ( ) 이완기혈압 1.02 ( ) 1.02 ( ) 여자 비육체노동자 육체노동자 ( ) ( ) 기타 ( ) ( ) 흡연안함 흡연 ( ) ( ) 음주안함 음주 ( ) ( ) 운동 운동안함 ( ) ( ) 흡연량 0.98 ( ) 1.03 ( ) 엉덩이 / 허리둘레 1.25 ( ) 0.07 ( ) 수면시간 1.01 ( ) 0.95 ( ) 비만도 1.02 ( ) 0.96 ( ) 콜레스테롤 1.00 ( ) 1.00 ( ) HDL 콜레스테롤 0.98 ( ) 0.99 ( ) 수축기혈압 0.99 ( ) 1.01 ( ) 이완기혈압 1.00 ( ) 1.00 ( )

198 유병수준의사회계층간차이 분석결과의고찰가. 연구자료에대한고찰이연구는전국을대상으로대표성있는표본추출방안에의해서이루어진 2001년와 1998년도국민건강 영양조사에서 25~64세와 65세이상연령군을남자, 여자별로분석하였다. 외국에서도건강불평등에대한연구는대부분인구집단을대표할수있는국민건강조사 (Natioanl Health Interview Seurvey) 나지역의대표성있는인구집단조사를바탕으로이루지고있다. 이연구는 2가지제약점을갖는다. 첫번째는만성질환유병과주관적건강상태에미치는사회경제적지위지표나건강행태변수및임상적위험요인변수의영향을제시하는데있어서단면조사 (cross sectional survey) 가갖는특성으로인한인과관계설명에대한제약이다. 본연구모델은사회경제적위치지표와건강행위등이현재의만성질환유병과주관적건강상태보다선행하는것을전제하여분석하였으나역으로도성립될수있음을배제할수없다. Wingard 등 (1982) 은건강행위실천이현재의건강수준에영향을미치기보다는일정기간이경과후의질병과사망에영향을미친다고보았는데, 본연구에서는현재의건강행위와건강수준을동시에보게되므로연관성을파악하고인과관계를설명하는데제약이있다고본다. 한편 Lantz 등 (1998) 은장기추적연구를통해개인의건강행위는상당히장기간에걸쳐거의변화하지않고유지된다는사실을제기하고있어본연구결과가어느정도의미를가질수있다고본다. 두번째는, 임상적위험요인은검진조사를통해이루어졌으나만성질환유병상태는조사원의면접에의하여건강면접조사의특성상자기가인지하고있는증상이나질환에대해서자가보고 (self-reported health) 한내용을기준으로조사가이루어졌다는점이다. 물론또한본연구에서만성질환이있는것으로응답한대부분의사람들이의사의진단을거치고있다는점에서어느정도객관성이있다고볼수있다. 많은외국의연구에서도자가보고에의한건강면접조사자료를이용하여전반적인건강수준의사회경제적불평등을분석하고있음을볼

199 200 수있다 (Kunst et al., 1994; Cavelaars et al., 1998; Mackenbach et al., 1997). 본연구에서이용한변수는이연구목적을위하여필요한모든변수를포함시킬수는없었는데특히건강에영향을미치는사회적지지망, 사회심리적변수들을포함하지못한제한점이있다. 연구방법에서고려할점은조사자료 (raw data) 와분석과정에서연구변수의분류에관련된사항이다. 첫째, 이연구는건강면접조사를통해서이루어졌기때문에만성질환여부, 주관적건강상태나, 교육수준, 소득수준및직업의종류나종사상의지위등사회경제적상태, 건강행태응답하는데있어서정보의편향 (information bias, classification error) 이있을수있다. 건강면접조사에서건강수준을파악하는데있어서질병의유병상태나건강행위에대한보고는현재의객관적인건강문제를나타내는것과동시에건강문제에대한주관적인인식에의해영향을받는다고하였다 (Kunst et al., 1995). 교육수준, 소득수준, 직업등을응답하는데있어서는실제보다높게보고하는경향을배제할수없는데이러한정보의편향은차별적분류오류 (differential misclassificaiton) 를유발하고, 이로인하여사회경제적차이를약화시키거나연관성을없게하는결과를가져올수있다. 또한교육수준과소득수준이낮은사회계층에서높은사회계층에비하여보건의료서비스이용이낮거나질병에대한민감성이떨어져만성질환유병률을낮게보고함으로써사회경제적인차이를희석시키는결과를가져올수도있다. 또한본연구에서만성질환에포함된질병이중중도가높은질환으로국한하지않고범위가광범위하며, 특히건강행위와관련성이적거나증세가경미한질환도포함되어있음으로인하여만성질환과관련된건강행위요인및사회경제적변수의효과를약화시키거나연관성을없게하는결과를가져올가능성이있다고본다. 건강행위의경우에도사회계층이높은집단, 여성의경우바람직한건강행위를자신의건강행위로보고하는경향이있으므로건강행위의차별적분류오류가발생할수있고, 이는건강행위와건강수준간의연관성에분류오류를초래할수있다.

200 유병수준의사회계층간차이 201 나. 사회계층별유병수준의차이에대한연구와의비교본연구의주요목적은교육수준, 가구소득, 직업으로표현되는사회계층의차이가만성질환유병과주관적건강상태의위험도에미치는상대적인차이를분석하고자한것이다. 본연구결과는사회계층이낮을수록사망과질병이환이높다는구미국가의여러연구결과와유사한결과를제시하였으며, 사회경제적조건과교육정도가만성질환에영향을미친다는우리나라의선행연구 ( 손미아, 2001) 와도유사한결과를보였다. 또한사회통계조사자료를이용하여주관적건강수준과 2주간의자가보고이환여부에서의교육수준별추이를다룬 Kang 등 (2004b) 연구결과와같이유병의불평등이증가함을보여주었다. 본연구결과는교육수준, 소득수준, 직업계층에따라만성질환의유병과주관적건강상태에차이가있을것이라는사실을우리나라에서도명확하게보여주고있다. 특히만성질환유병보다는주관적불건강상태의위험도가사회경제적지위에따라큰차이를보였으며, 1998년도에비교하여특히주관적건강상태의사회경제적계층간불평등은증가하고있음을볼수있다. 본연구결과우리나라에서는사회계층지표중에서교육수준과소득수준이만성질환유병과주관적건강상태의차이를잘설명하는것으로제시되었으며, 교육수준이소득보다도만성질환유병의차이를더크게설명하는것으로나타났다. 이것은국민건강 영양조사의소득변수가단일항목으로조사되어실제소득을반영하는데민감성이떨어질수있는가능성도있지만, 건강을설명하는데있어서교육수준이가장타당성높은사회계층지표라고밝힌 Winkleby 등 (1992) 과교육수준과소득이모두서로독립적으로중요한변수이며사회경제적요인과질병, 사망과의연관성을설명하는데있어서상호보완적인역할을한다고본 Sorlie 등 (1995) 의견해가우리나라에서도적용될수있다고여겨진다. 대체로사회계층변수가만성질환유병과주관적건강상태에미치는영향은남자보다여자에서더높게나타나여자의경우빈곤과낮은사회계층이남자에서보다더욱건강에영향을초래한다는 Sorlie 등 (1995) 의연구와도부합되는결과를제시하였다. 같은교육수준과소득수준계층에속하더라도여자는

201 202 남자에비하여더욱소득수준이열악하며, 이들이노인이거나배우자가없고독거를하는경향이높은점도영향을미칠것으로추측되며, 이러한요인을고려한별도의심층연구가이루어져야할필요가있다고본다. 본연구에서특히주목할만한결과는 65세이상노인에서사회경제적계층간의건강수준의차이는 25~64세연령층에비하여절대적차이는감소하지만, 1998년과 2001년도 2개년도를비교하여불평등정도의추이를파악하면 25~64 세에서 1998년에비교하여 2001년의사회경제적계층간만성질환과주관적건강상태의불평등정도가성별에따라서다르기는하지만전반적으로약간커지고있거나유사한반면, 65세이상의노인에서교육과소득계층간만성질환과주관적건강상태로본건강수준의불평등도가뚜렷하게커지고있음을볼수있다. 최근우리나라에서빈곤율이증가하고있는현상에는노령화에따른노인인구증가와이들노인인구의빈곤이구조적요인으로작용하는것으로지적되고있는데, 본연구노인인구에서사회경제적건강불평등정도가심화되고있음을보여주고있다. 본연구에서비교연도가 2개년도에그쳐그경향을알기위해서는 2004년실시되는국민건강 영양조사결과의추가분석을수행해야할필요가있다. 이와같이교육수준과소득수준의차이가건강에미치는영향은사회계층에따른보건의료서비스와건강증진서비스에대한구매력의차이, 서비스접근성의차이, 지식과건강관리능력의차이에기인하는것으로추측된다. 사회계층별만성질환유병의차이에영향을미치는건강행태나임상적위험요인의기여정도는본연구분석에서명확하게나타나지않았지만, 1995년국민건강조사를분석한손미아 (2001) 의연구에서만성질환과주관적건강인식에건강행태지표가별영향이없었던것과를달리건강행위나임상적위험요인을보정을한후에는사회경제적계층별건강수준의차이가감소하거나유의성이없어지는결과를보여건강행태요인이나임상적위험요인이교란변수 (confounding factors) 로작용하는것으로보인다. 이는교육이나소득수준등에따른행태요인이나임상적위험요인의분포나구성이사회경제적계층별로차이가있을수있다는가능성을제시하고있어보다심층적인연구가이루어질

202 유병수준의사회계층간차이 203 할필요가있다고본다. 본연구에서는연령표준화흡연율은소득수준과음 (negative) 의선형적인관계를보였으며, 운동실천율은교육및생활수준과선형적인관계를명확하게보여주었다. 이러한결과는건강행위가인구집단의사회경제적계층에따라유형화되어있다는것을보여주는것이며, 특히흡연과운동이사회경제계층과밀접하게연관이되어있는것으로나타나고있다. 즉, 건강행위는사회계층과의연관성속에서그영향을파악해야함을나타내는것이다. 그러나음주, 비만등기타변수에서는뚜렷한경향을볼수없었다. 여자에서는 흡연 과 운동 이만성질환과주관적건강상태의위험도를높이는건강행위로제시되었지만, 남자에서는건강수준에영향을미치는유의한건강행위변수가없었다. 이것은우리나라가바람직한건강행위를실천한다든지, 주요만성질환이사회경제적계층에따라뚜렷하게차별화된분포를보이는미국이나북구유럽국가와는다른양상을가지며, 역학적이행단계에있다는점을시사하고있다.

203 제 5 장건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 제 1 절사회계층별건강행태의불평등추이 : 흡연의사례 1. 흡연의사회경제적불평등의함의 흡연은장기적으로는폐암등의암과단기적으로는관상동맥질환등의심혈관계질환을일으키는위험요인으로그인과관계가뚜렷하게밝혀져있다. 특히남자에서흡연율이전세계적으로높은수준에있는우리나라에서는흡연이국민건강을위협하는대표적인위험요인이다. 흡연행태는다른행태요인보다도뚜렷하게낮은사회계층에보다광범하게분포함으로써사회계층간건강수준의차이를확대시키는것으로알려져있다 (Jarvis & Wardle, 1999). 이러한사회경제적위치에따른흡연행태의차이는시간적추이가모니터링될때보다큰사회정책적가치를갖게된다. 특정시점에서의흡연율불평등수준보다이의시계열적경향이파악될때의미있는정책과제를도출할수있기때문이다. 우리나라는 1995년에국민건강증진법이제정되고, 흡연구역규제조치가시행되었으며, 최근에는방송을통한금연캠페인이이루어지는등금연과관련한많은변화가이루어졌다. 이에따라우리나라의흡연율변화와담배규제정책의효과를평가한연구는최근증가하고있다 ( 김용익등, 2003; 신윤정, 2003; 서미경등, 2003). 그런데, 금연캠페인등의금연사업이나담배값인상등과정책은사회계층에그효과가다르게나타나는것으로알려져있다 (Townsend et al., 1994). 하지만우리나라에서는사회계층에따른흡연율의변화를평가한연구는최근공무원교직원의료보험자료를이용한 Cho 등 (2004) 의연구를제외하면찾아보기어렵다.

204 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 205 건강수준에서의사회경제적불평등변화를다룬연구는우리나라에서도최근증가하고있다. Khang 등 (2004b) 은우리나라인구센서스조사, 사망등록자료, 사회통계조사자료를이용하여사망률과주관적건강수준및주관적이환여부에서의교육수준별불평등의추이를분석하였고, 강영호 (2003e) 는지역간사망률격차의시간적추이를연구하였다. 건강행태에서불평등양상의변화는중요한연구주제이다. 최근 Cho 등 (2004) 이 1990~1998년동안에이루어진 5차례의공무원교직원의료보험건강검진자료 (30~49세남자 322,991명 ) 를이용하여, 흡연에있어서의소득수준별불평등양상을연구하였다. 이연구는거대코호트자료에서흡연행태의불평등양상을밝혔다는점에서의의가크지만, 몇가지측면에서한계를갖는다. 즉, 여자에서, 그리고보다넓은연령대에서흡연에서의사회경제적불평등양상을다루지못하였고, 흡연과관련된정책및사회환경적변화가심한최근의변화양상을다루지못하였다. 본절의목적은통계청의사회통계조사자료를이용하여 1989년부터 2003년까지흡연에서의사회경제적불평등과그변화양상을추적하는데있다. 2. 연구자료및분석방법가. 연구자료흡연에서의사회경제적불평등양상을연구할수있는자료로는공무원교직원의료보험건강검진자료와같은코호트자료이외에도우리나라의대표성을갖는자료로사회통계조사와국민건강 영양조사자료가있다. 그런데, 국민건강 영양조사자료의경우, 1989년도자료가현재이용이불가능하며, 흡연상태에대한설문의일관성이부족하고, 표본수가흡연율이낮은여성흡연을분석하거나연령별세부분석을하기에는부족한문제점이있다. 반면, 사회통계조사자료는 1989년도, 1992년도, 1995년도, 1999년도, 2003년도자료가현재구득이가능하고, 흡연상태에대한설문의일관성이있으며, 표본수가연령별세부

205 206 분석을할수있을정도로크다는장점이있다. 본연구에서는연령별세부분석을실시하였기때문에, 사회통계조사자료만을사용하였다. 주26) 이들 5개연도조사의전체대상자는 490,699명이었다 (1989년도 114,496명, 1992년도 114,259명, 1995년도 83,555명, 1999년도 88,096명, 2003년도 90,293명 ). 이들대상자중 20~84세범위의남녀를연구대상으로하였는데, 20~24세범위의 38,223명, 25~44세범위의 167,756명, 45~64세범위의 102,077명, 65~84 세범위의 35,137명으로총 343,193명이었고, 남자는 161,013명 (46.9%), 여자는 182,180명 (53.1%) 이었다. 20세미만을제외한이유는이들연령에서는사회경제적위치지표인교육수준을결정하기어려웠기때문이었고, 85세이상을제외한이유는이들연령대의대상자수가적었기때문이고, 고연령층의경우흡연행태는건강수준에의하여결정되기때문이었다. 20~24세를별도의연령대로나눈이유는, 이연령대에서의흡연율은흡연시작 (smoking initiation) 의지표로사용될수있기때문이다. 미국에서의흡연율불평등변화를다룬 Pierce 등 (1989) 의연구에서도 20~24세연령의흡연율을흡연시작의지표로삼은바있다. 나. 분석방법 1) 분석변수가 ) 사회경제적위치지표교육수준, 직업, 소득수준등이사회경제적위치지표로사용될수있다. 외국의경우, 교육수준에따라흡연율불평등의변화를다룬연구가많다. Jarvis 주 26) 사회통계조사는전국약 33,000 가구를대상으로통계청에서매년실시하는조사이다. 이조사는현재, 가족, 소득과소비, 노동, 교육, 보건, 주거와교통, 정보와통신, 환경, 복지, 문화와여가, 안전, 사회참여의 12 개부문에대하여매년약 3 개부문을대상으로조사를실시하고있어, 각부문은약 4 년정도의주기로조사가이루어지고있다. 보건부문의경우 1995 년도이전에는매 3 년단위로조사가이루어졌는데, 1989 년도이전원자료들 ( 예 : 1986 년도자료 ) 의이용이가능하지않다.

206 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 207 & Wardle(1999) 는박탈지수를이용하여영국에서의흡연율불평등의변화를추적하였다. 본연구에서는교육수준을사회경제적위치지표로사용하였다. 소득의경우, 사회통계조사에서매년조사되지못하였고, 조사항목의경우일관되지못하였으며, 또한소득자료의파악이용이하지않았다. 직업항목의경우, 1993년도에한국표준직업분류가개정된점이직업항목을쓰는데에있어제한점이다. 물론직업을비육체노동자, 육체노동자등으로구분하여사용하는것은문제가없을것이지만, 여자의경우상당수가주부등경제활동인구가아니어서이러한직업구분을사용하는데에문제점으로남는다. 교육수준의경우, 남녀모두에게적용할수있는장점을갖고있고, 명확한위계를갖고있다. 물론연령에따라특정교육수준이갖는의미가다른한계가있기는하지만, 각연령층내에서교육수준간결과지표의차이비교는의미가있을것으로보았다. 교육수준은입학을기준으로하여결정하였는데, 예를들어, 고등학교중퇴의경우고등학교학력으로분류되었다. 한편, 연령군별로교육수준분류는달랐는데, 가장큰이유는연령에따라특정교육수준을가진대상자의수가매우적었기때문이다. 20~24세와 25~44세연령대에서는초등학교학력이하가적어중학교이하, 고등학교, 대학교이상학력으로나누었다. 주27) 45~64세연령대의경우대학교학력이상이적어초등학교이하, 중학교, 고등학교이상으로나누었다. 주28) 65~84세의경우, 대부분무학으로중학교이상학력을가진사람이매우적어다른연령군과는달리 2단계분류방식을택하였다. 주29) 주 27) 2003 년도 20~24 세와 25~29 세남자 2,295 명과 2,867 명중에서초등학교이하는각각 4 명과 5 명으로모두 0.17% 이었다. 주 28) 1989 년도 60~64 세여자 1,968 명중에서대학교이상학력자는 10 명으로 0.5% 이었다. 주 29) 1989 년도 80~84 세여자 450 명중에서중학교이상학력을가진사람은 5 명이었다.

207 208 나 ) 결과지표본연구의결과지표는현재흡연여부 ( 흡연 =1, 비흡연 =0) 이다. 과거흡연은비흡연으로분류하였다. 흡연여부에대한사회통계조사의설문문항은 5개연도의설문에서거의동일하였는데, 귀하는평소에담배를피우십니까 라는질문에 피운다, 과거에는피웠으나현재는안피운다, 안피운다 ( 또는피워본적이없다 ) 로응답을하도록되어있다. 본연구에서와같이설문조사방법에의한흡연상태의판정은보고의부정확성문제때문에오분류가있을수있다. 또한흡연상태에대한보고의부정확성수준이사회계층간차이를보일가능성도배제할수없다. 하지만, 담배성분인니코틴의체내대사산물인혈중니코틴을흡연력과함께측정한 Suadicani 등 (1994) 의연구에따르면, 흡연력보고의부정확성수준이사회계층간차이를보이지않았으며, 부정확성의수준 ( 씹는담배등의니코틴성분이함유된물질의섭취를모두포함하는경우 ) 또한사회계층별로 1.0~3.8% 수준으로그리높지않은것으로나타났다. 우리나라의경우씹는담배, 코담배등의사용이매우적다는사실을고려할때, 흡연상태에대한보고의부정확성의문제는그리크지않을것으로보인다. 다만, 여성의흡연은우리나라에서사회문화적으로적극적으로용인되기어려운환경이기때문에오분류의문제는앞으로도연구방법상의큰과제가될것이다. 다 ) 분석방법모든분석은남녀따로실시하였다. 연도별, 교육수준별로흡연율을비교하기위해서연령보정흡연율로산출하였다. 이를위하여 2000년도우리나라센서스조사인구를표준인구로하여, 각 5세단위흡연율조율을표준인구에직접표준화하여연령보정흡연율을연도별, 교육수준별로제시하였다. 보정흡연율의 95% 신뢰구간또한산출하였다. 이렇게함으로연도별, 교육수준별비교가가능하게하였다.

208 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 209 본연구에서는흡연에서의교육수준간차이를교차비 (odds ratio) 의형태로도제시하였는데, 로지스틱회귀분석을이용하여성별, 연령별, 연도별로높은교육수준을기준으로하여각교육수준의흡연의교차비와이의 95% 신뢰구간을제시하였다. 연도에따른인구구조의차이가감안되지않는다면, 교차비와같은지표는흡연율에서의교육수준별불평등크기를연도별로비교하는데에제한점이있다. 가상적인예를들어보자. 1989년도에중졸이하와고등학교이상비율이 90% 대 10% 이었는데, 흡연의교차비는 2배이었고, 2003년도에는중졸이하와고등학교이상비율이 50% 대 50% 이었는데, 흡연의교차비는동일한 2배였다. 그러나두시기사이의흡연의교차비는동일한 2배이지만, 실제로는후자에서의흡연의불평등크기가크다고할수있다. 그이유는 1989년도의비교는극단적인사회경제적위치의사람들이비교에포함된경우 ( 이경우 10% 의고등학교이상 ) 로, 이론적으로는극단의사회경제적위치에있는사람들이포함된비교에서의교차비차이가일반적으로클것으로예상할수있기때문이다. 이러한경우각사회경제적위치의분포를감안하여불평등의크기를계량화할필요가있게되는데, 세계적으로많이활용되는것이상대불평등지수 (relative index of inequality) 이다. 이는우리나라의건강불평등연구 (Khang et al., 2004a; Khang et al., 2004b) 와흡연에서의불평등연구 (Cho et al., 2004) 에서사용되었고, 다른나라의경우도흡연율불평등의변화를상대불평등지수를이용하여추적한연구들이있다 (Borrell et al., 2000; Bartley et al., 2000). 상대불평등지수 (relative index of inequality) 주30) 는집중지수 (concentration index) 등의지표와비교하여의미가상대적으로명료하다는장점이있다. 예를들어, 소득에따른사망의상대불평등지수가 3이라면, 이는가장높은소득수준을가진사람에비하여가장낮은소득수준을가진사람의사망확률이 3배높다 ( 또 주 30) 상대불평등지수는사회계층별로서로다른인구구조를가진집단에서의불평등수준을비교할때사용하는지표로, 한국가내에서의불평등수준의변화추적이나국가간불평등수준의비교에쓰인다. 이지표는가상적으로집단내에서사회계층이가장높은사람과가장낮은사람간의차이를의미한다.

209 210 는사망확률이 200% 높다 ) 는의미가된다. 이분형결과지표를사용하는경우, 상대불평등지수는로지스틱회귀분석에서구할수있는데, 이를위하여새로운사회경제적위치지표가계산되어종속변수로로지스틱모형에포함되어야한다. 즉, 교육수준변수를대신하여새롭게계산된사회경제적위치지표가통계모형에포함되어야한다. 이지표는특정사회경제적수준의상대적위치를나타내는것으로 0~1 사이의값을갖게된다. 앞선예에서, 1989년도의경우중졸이하는 0.45의상대위치지표를갖게되고, 고등학교이상은 0.95의상대위치지표를갖게되며, 2003년도의경우중졸이하는 0.25, 고등학교이상은 0.75의상대위치를갖게된다. 불평등크기의변화가통계적으로유의한지의여부는로지스틱분석모형에서상대위치지표와연도변수와의교호작용의유의성을검정함으로써알수있다. 본연구의분석은 SAS 통계패키지를이용하였고, 유의수준은 5% 이었다. 3. 분석결과 : 연령군별흡연의사회경제적불평등추이가. 20~24세연령군에서의교육수준별흡연불평등의변화 < 표 5-1> 에서보는바와같이 20~24세남자에서의흡연율은 1995년도조사까지 71~73% 의높은수준을유지하였다. 1999년도의경우, 1995년도에비하여 7.2% 가감소하였고, 2003년도의경우에는 1999년도보다무려 13.4% 나감소하였다. 반면, 여자의경우 20~24세연령에서의흡연시작은 3% 이하수준이었는데, 1989년도와 1992년도에비하여 1995년도이후의흡연율이높은양상이었다. 한편남자에서관찰되었던흡연률의하락은나타나지않았다 ( 표 5-2 참조 ). 교차비를통하여흡연에서의교육수준별불평등양상을살펴보면, 대학이상학력자를기준으로할때중학교이하학력자나고등학교학력자의흡연의교차비가통계적으로높은양상이남녀모두, 모든연도에서발견되었다. 또한 20~24세연령에서의절대적, 상대적흡연불평등의크기는증가하는양상이었다. 연령보정흡연율을토대로절대적흡연불평등의크기변화를살

210 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 211 펴보면, 남녀모두에서불평등의크기가확대되었다 ( 그림 5-1, 5-2 참조 ). 남자의경우 1989년도에대학교이상학력자와중학교이하학력자간의연령보정흡연율차이는 7.5%(=75.2%~67.7%) 이었는데, 1992년도, 1995년도, 1999년도에는각각 9.0% (=76.2%~63.2%), 16.5%(=81.7%~65.2%), 26.7%(=86.1%~ 59.4%) 로증가하였고, 2003년에는그차이가 33.0%(=79.1%~46.1%) 에이르렀다. 즉, 지난약 15년간교육수준간 ( 대학교이상과중학교이하 ) 절대적불평등의크기는 4.4배증가하였다. 이러한양상은여자에서도비슷하였다. 여자에서대학교이상학력자와중학교이하학력자간의연령보정흡연율차이는 1989년도 1.7%(=2.4%~0.7%), 1992년도 2.2%(=2.8%~0.6%), 1995년도 7.5%(=8.7%~ 1.2%), 1999년도 9.7%(=11.3%~1.6%), 2003년도 10.0% 로확대되는양상이었다.

211 212 표 5-1 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 20~24 세남자 중학교이하 고등학교 대학교이상 계 1989년도대상자수 403 1,651 1,671 3,725 흡연자수 303 1,281 1,132 2,716 흡연율 (95% CI) 75.2 ( ) 77.6 ( ) 67.7 ( ) 72.9 ( ) 교차비 (95% CI) 1.44 ( ) 1.65 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.28 ( ) 1992년도대상자수 269 1,952 1,764 3,985 흡연자수 205 1,521 1,115 2,841 흡연율 (95% CI) 76.2 ( ) 77.9 ( ) 63.2 ( ) 71.3 ( ) 교차비 (95% CI) 1.86 ( ) 2.05 ( ) 1.00 RII (95% CI) 3.75 ( ) 1995년도대상자수 186 1,724 1,803 3,713 흡연자수 152 1,401 1,176 2,729 흡연율 (95% CI) 81.7 ( ) 81.3 ( ) 65.2 ( ) 73.5 ( ) 교차비 (95% CI) 2.38 ( ) 2.31 ( ) 1.00 RII (95% CI) 5.15 ( ) 1999년도대상자수 ,430 2,328 흡연자수 ,543 흡연율 (95% CI) 86.1 ( ) 76.4 ( ) 59.4 ( ) 66.3 ( ) 교차비 (95% CI) 4.23 ( ) 2.22 ( ) 1.00 RII (95% CI) 5.57 ( ) 2003년도대상자수 ,675 2,295 흡연자수 ,214 흡연율 (95% CI) 79.1 ( ) 70.5 ( ) 46.1 ( ) 52.9 ( ) 교차비 (95% CI) 4.41 ( ) 2.79 ( ) 1.00 RII (95% CI) 8.34 ( ) RII trend (p value) <.0001

212 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 213 표 5-2 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 20~24 세여자 중학교이하 고등학교 대학교이상 계 1989년도대상자수 680 2,756 1,514 4,950 흡연자수 흡연율 (95% CI) 2.4 ( ) 1.9 ( ) 0.7 ( ) 1.6 ( ) 교차비 (95% CI) 3.29 ( ) 2.58 ( ) 1.00 RII (95% CI) 4.49 ( ) 1992년도대상자수 359 3,147 2,007 5,513 흡연자수 흡연율 (95% CI) 2.8 ( ) 2.0 ( ) 0.6 ( ) 1.5 ( ) 교차비 (95% CI) 4.76 ( ) 3.34 ( ) 1.00 RII (95% CI) 8.31 ( ) 1995년도대상자수 150 2,845 2,185 5,180 흡연자수 흡연율 (95% CI) 8.7 ( ) 3.6 ( ) 1.2 ( ) 2.7 ( ) 교차비 (95% CI) 7.88 ( ) 3.09 ( ) 1.00 RII (95% CI) ( ) 1999년도대상자수 흡연자수 흡연율 (95% CI) 11.3 ( ) 4.9 ( ) 1.6 ( ) 3.0 ( ) 교차비 (95% CI) 7.78 ( ) 3.14 ( ) 1.00 RII (95% CI) ( ) 2003년도대상자수 흡연자수 흡연율 (95% CI) 11.1 ( ) 6.3 ( ) 1.1 ( ) 2.6 ( ) 교차비 (95% CI) ( ) 5.90 ( ) 1.00 RII (95% CI) ( ) RII trend (p value) <.01

213 214 그림 5-1 교육수준별흡연율불평등추이, 20~24 세남자 그림 5-2 교육수준별흡연율불평등추이, 20~24 세여자 20~24세남자에서의연령보정흡연율차이의증가는낮은교육수준에서는흡연율이하락하지않은데반하여높은교육수준에서의흡연율감소는현저하였기때문이다. 남자에서중학교이하학력자의연령보정흡연율은 1989년도 75.2% 에서 2003년도 79.1% 로별다른변화가없었으며, 고등학교학력자의연령보정흡연율의경우 1989년도 77.6% 에서 2003년도 70.5% 로 7.1% 만이감소한데반해 ( 물론고등학교학력자의흡연율은 1989년도부터 1999년도까지큰변화가없었다 ), 대학이상학력자의흡연율은 1989년도 67.7% 에서 2003년도 46.1% 로 15년동안약 ⅓ 정도흡연율이감소하였다. 남자와비교하여여자의경우절

214 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 215 대적흡연율불평등의증가는주로낮은교육수준에서의흡연율증가에의한것이었다. 즉, 대학교이상학력자의흡연율은 1989년도 0.7% 에서 2003년도 1.1% 로비슷한수준인반면, 중학교이하학력자의연령보정흡연율은 1989년도 2.4% 에서 2003년도 11.1% 로약 4.6배증가하였다. 연령보정흡연율의절대적불평등의확대와함께상대적불평등의크기도크게증가하였다 (P value for RII trend<0.01). 20~24세남자에서, 1989년도의상대불평등지수 (RII) 는 2.28 (95% 신뢰구간 : 1.73~3.03) 이었는데, 1992년도에는 3.75 (95% 신뢰구간 : 2.85~4.93), 1995년도에는 5.15(95% 신뢰구간 : 3.82~6.94), 1999년도에는 5.57(95% 신뢰구간 : 3.82~8.12), 2003년도에는 8.34 (95% 신뢰구간 : 5.61~12.40) 로, 계단형으로증가하는양상을보였다. 상대불평등지수에서의계단형의증가양상은 20~24세여자에서도관찰되었다. 1989년도 20~24세여자에서의상대불평등지수는 4.49이었지만, 1992년도에는 8.31, 1995년도에는 12.04, 1999년도에는 11.58이었고, 2003년도에는 36.63으로상승하였다. 나. 25~44세연령군에서의교육수준별흡연불평등의변화 < 표 5-3> 에서보는바와같이 25~44세남자에서의연령보정흡연율은 1995 년도조사까지 77~78% 로매우높았다. 1999년도의경우이전보다 3~4% 정도하락한후, 2003년도에는 1999년도에비하여 10% 정도의보정흡연율의감소를보였다. 반면, 25~44세여자에서의연령보정흡연율은지난약 15년동안 2. 2~2.8% 사이를유지하여연도별큰차이를나타내지않았다 ( 표 5-4 참조 ). 교차비를통하여흡연에서의교육수준별차이를살펴보면, 1989년도여자를제외하고는모든연도에서남녀모두교육수준이낮을수록흡연의상대비가계단형으로높아지는양상이었다 ( 그림 5-3, 5-4 참조 ). 이에따라상대불평등지수또한 1989년도여자를제외하고모두 1.0 이상을보여, 낮은교육수준에불리한불평등양상을보였다. 25~44세연령에서흡연불평등의절대적, 상대적크기는증가하는양상이었다. 연령보정흡연율을토대로하여절대적불평등크기를살펴보면, 남녀모두

215 216 에서교육수준별차이가확대되었다. 남자의경우 1989년도에대학이상학력자와중학교이하학력자간의연령보정흡연율차이는 7.8%(80.2%~72.4%) 이었는데, 1992년도, 1995년도, 1999년도에는각각 10.0%, 10.7%, 12.9% 로증가하였고, 2003년에는그차이가 15.2% 에이르렀다. 즉, 지난약 15년간교육수준간 ( 대학이상과중학교이하 ) 절대적불평등의크기는약 2배증가하였다. 이러한양상은여자에서도비슷하여대학이상학력자와중학교이하학력자간의연령보정흡연율차이는 1989년도 0.8%, 1992년도 1.2%, 1995년도 1.9%, 1999년도 1.8% 로확대되는양상이었고, 2003년도에는보다크게절대적불평등의크기가확대되어대학이상학력자와중학교이하학력자간의연령보정흡연율차이는 3.5% 에이르렀다.

216 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 217 표 5-3 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 25~44 세남자 중학교이하 고등학교 대학이상 계 1989년도대상자수 5,449 7,605 4,426 17,480 흡연자수 4,364 6,020 3,279 13,663 연령보정흡연율 (%) 80.2 ( ) 78.2 ( ) 72.4 ( ) 77.7 ( ) 교차비 (95% CI) 1.54 ( ) 1.37 ( ) 1.00 RII (95% CI) 1.81 ( ) 1992년도대상자수 4,378 8,292 5,369 18,039 흡연자수 3,478 6,618 3,840 13,936 연령보정흡연율 (%) 79.7 ( ) 79.0 ( ) 69.7 ( ) 76.9 ( ) 교차비 (95% CI) 1.77 ( ) 1.64 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.30 ( ) 1995년도대상자수 3,267 8,742 6,090 18,099 흡연자수 2,634 7,097 4,324 14,055 연령보정흡연율 (%) 80.8 ( ) 80.9 ( ) 70.1 ( ) 77.5 ( ) 교차비 (95% CI) 1.89 ( ) 1.81 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.77 ( ) 1999년도대상자수 1,840 7,268 5,850 14,958 흡연자수 1,424 5,713 3,943 11,080 연령보정흡연율 (%) 78.0 ( ) 78.7 ( ) 67.1 ( ) 74.1 ( ) 교차비 (95% CI) 1.86 ( ) 1.83 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.94 ( ) 2003년도대상자수 1,047 6,412 7,076 14,535 흡연자수 737 4,487 3,996 9,220 연령보정흡연율 (%) 71.6 ( ) 70.8 ( ) 56.4 ( ) 63.5 ( ) 교차비 (95% CI) 2.05 ( ) 1.85 ( ) 1.00 RII (95% CI) 3.36 ( ) RII trend (p value) <.0001

217 218 표 5-4 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 25~44 세여자 중학교이하 고등학교 대학교이상 계 1989 대상자수 9,248 6,521 1,888 17,657 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 2.2 ( ) 3.2 ( ) 1.4 ( ) 2.4 ( ) 교차비 (95% CI) 1.74 ( ) 2.60 ( ) 1.00 RII (95% CI) 0.83 ( ) 1992 대상자수 7,924 7,710 2,559 18,193 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 2.5 ( ) 2.3 ( ) 1.3 ( ) 2.2 ( ) 교차비 (95% CI) 2.20 ( ) 2.04 ( ) 1.00 RII (95% CI) 1.83 ( ) 1995 대상자수 5,872 8,928 3,344 18,144 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 3.4 ( ) 2.9 ( ) 1.5 ( ) 2.8 ( ) 교차비 (95% CI) 1.94 ( ) 1.79 ( ) 1.00 RII (95% CI) 1.81 ( ) 1999 대상자수 3,379 8,085 3,683 15,147 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 3.4 ( ) 2.6 ( ) 1.6 ( ) 2.5 ( ) 교차비 (95% CI) 2.26 ( ) 1.72 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.61 ( ) 2003 대상자수 2,017 8,150 5,337 15,504 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 4.7 ( ) 3.4 ( ) 1.2 ( ) 2.7 ( ) 교차비 (95% CI) 4.35 ( ) 2.89 ( ) 1.00 RII (95% CI) 6.12 ( ) RII trend (p value) <.0001

218 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 219 그림 5-3 교육수준별흡연율불평등추이, 25~44 세남자 그림 5-4 교육수준별흡연율불평등추이, 25~44 세여자 25~44세의연령보정흡연율의절대적차이의증가는낮은교육수준에서보다높은교육수준에서의흡연율감소가보다현저하거나, 낮은교육수준에서오히려흡연율이증가하였기때문이다. 남자의경우, 중학교이하학력자의연령보정흡연율은 1989년도 80.2% 에서 2003년도 71.6% 로 8.6% 감소하였지만, 대학이상학력자는동일기간동안 16%(72.4% 에서 56.4%) 감소하였다. 반면, 여자의경우대학이상학력자의흡연율은매우작은변화만을보인데반해, 중학교이하학력자에서의흡연율은증가하였다.

219 220 연령보정흡연율의절대적차이가교육수준간확대된것을반영하여상대불평등지수 (RII) 또한 25~44세남녀모두에서증가하는양상이었다. 이러한증가양상은통계적으로유의하였다 (P value for RII trend<0.001). 25~44세남자에서, 1989년의상대불평등지수는 1.81(95% 신뢰구간 : 1.58~2.08) 이었는데, 1992년에는 2.30(95% 신뢰구간 : 2.02~2.63), 1995년에는 2.77(95% 신뢰구간 : 2.42~3.17), 1999년에는 2.94(95% 신뢰구간 : 2.55~3.40), 2003년도에는 3.36(95% 신뢰구간 : 2.93~3.84) 으로, 계단형으로증가하는양상을보였다. 이러한계단형의증가양상은여자에서도관찰되었는데, 여자의경우특히 1999년도와 2003년도사이에상대불평등지수의급격한상승이있어, 남자에서의동일연도의상대불평등지수보다높은값을기록하였다. 다른연도의경우에는모두남자에서의상대불평등지수가여자에서높은양상이었다. 다. 45~64세연령군에서의교육수준별흡연불평등의변화 45~64세남녀에서의연도별연령보정흡연율은 25~44세연령군과비교하여조금다른양상이었다. 45~64세남녀모두에서지난 15년동안지속적인흡연율감소양상을보였다. 남자의경우, 1989년도에 73.2% 이던연령보정흡연율은 1992년도 70.1%, 1995년도 68.7%, 1999년도 63.3% 로감소하였고, 2003년도에는 51.7% 로크게감소하였다. 1989년부터 1999년까지 10년동안 9.9% 감소한데반해, 1999년부터 2003년까지 4년동안 11.6% 가감소하였다 ( 표 5-5 참조 ). 여자에서도지속적인흡연율의감소가있었는데, 1989년도의 10.9% 이던흡연율은 1992년도 7.7%, 1995년도 6.4%, 1999년도 4.2%, 2003년도 3.1% 를기록하였다 ( 표 5-6 참조 ). 이러한지속적인흡연율의감소로 25~44세와 45~64세연령군간의흡연율의차이도확대되었다. 1989년도흡연율은 25~44세남자에서 77.7%, 45~64세남자에서 73.2% 로 4.5% 의차이밖에나지않았지만, 2003년도에는연령군간흡연율차이가 11.8%(63.5%~51.7%) 로확대되었다. 즉, 두연령군간흡연율차이가 15년사이에약 2.6배증가하였다. 연령보정흡연율과교차비를통하여교육수준별흡연의차이를살펴보면,

220 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 년도여자를제외하고는모든연도에서남녀모두교육수준이낮을수록흡연의교차비가계단형으로높아지는양상이었다. 2003년도 45~64세여자의경우, 중학교학력과고등학교학력의흡연율이비슷한양상이었다. 상대불평등지수로평가한불평등의경우, 남녀모두, 모든연도에서 1.0 이상의값을보였지만, 2003년도여자에서의교육수준에따른흡연의상대불평등지수는통계적으로유의하지는않았다 (RII=1.26, 95% 신뢰구간 : 0.82~1.93). 흡연불평등의절대적, 상대적크기의양상은 25~44세연령에서와는다른양상이었다. 연령보정흡연율을토대로하여절대적불평등크기의변화를살펴보면, 남녀모두에서교육수준별차이가감소하는양상이었다. 남자에서고등학교이상학력자와초등학교이하학력자간의연령보정흡연율차이는 1989 년도의경우 11.5%, 1992년도 12.9%, 1995년도 10.9% 이었는데, 1999년도와 2003 년도의경우각각 9.3%, 9.5% 로약간감소하였다. 이양상은여자에서도비슷하여고등학교이상학력자와초등학교이하학력자간의연령보정흡연율차이는 1989년도 7.1%, 1992년도 4.4%, 1995년도 3.3%, 1999년도 1.7%, 2003년도 0.5% 로감소하였다.

221 222 표 5-5 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 45~64 세남자 초등학교이하중학교고등학교이상계 1989년도대상자수 4,083 1,865 3,582 9,530 흡연자수 3,223 1,382 2,379 6,984 연령보정흡연율 (%) 79.2 ( ) 73.5 ( ) 65.7 ( ) 73.2 ( ) 교차비 (95% CI) 2.01 ( ) 1.45 ( ) 1.00 RII (95% CI) 3.14 ( ) 1992년도대상자수 3,764 2,147 4,298 10,209 흡연자수 2,872 1,525 2,759 7,156 연령보정흡연율 (%) 76.6 ( ) 71.1 ( ) 63.7 ( ) 70.1 ( ) 교차비 (95% CI) 1.88 ( ) 1.38 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.76 ( ) 1995년도대상자수 3,052 2,161 4,875 10,088 흡연자수 2,264 1,517 3,141 6,922 연령보정흡연율 (%) 74.8 ( ) 70.1 ( ) 63.9 ( ) 68.7 ( ) 교차비 (95% CI) 1.69 ( ) 1.31 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.29 ( ) 1999년도대상자수 2,256 1,992 4,690 8,938 흡연자수 1,517 1,304 2,805 5,626 연령보정흡연율 (%) 68.5 ( ) 65.8 ( ) 59.2 ( ) 63.3 ( ) 교차비 (95% CI) 1.58 ( ) 1.33 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.12 ( ) 2003년도대상자수 1,989 2,230 5,741 9,960 흡연자수 1,108 1,213 2,839 5,160 연령보정흡연율 (%) 57.4 ( ) 54.8 ( ) 47.9 ( ) 51.7 ( ) 교차비 (95% CI) 1.53 ( ) 1.32 ( ) 1.00 RII (95% CI) 1.98 ( ) RII trend (p value) <.0001

222 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 223 표 5-6 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 45~64 세여자 초등학교이하중학교고등학교이상계 1989년도대상자수 8,409 1,330 1,122 10,861 흡연자수 1, ,144 연령보정흡연율 (%) 11.7 ( ) 5.6 ( ) 4.6 ( ) 10.9 ( ) 교차비 (95% CI) 2.34 ( ) 1.32 ( ) 1.00 RII (95% CI) 4.03 ( ) 1992년도대상자수 8,133 1,725 1,457 11,315 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 8.4 ( ) 4.7 ( ) 4.0 ( ) 7.7 ( ) 교차비 (95% CI) 2.01 ( ) 1.25 ( ) 1.00 RII (95% CI) 3.13 ( ) 1995년도대상자수 7,030 2,151 1,856 11,037 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 7.0 ( ) 4.4 ( ) 3.7 ( ) 6.4 ( ) 교차비 (95% CI) 1.65 ( ) 1.03 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.47 ( ) 1999년도대상자수 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 4.7 ( ) 3.2 ( ) 3.0 ( ) 4.2 ( ) 교차비 (95% CI) 1.49 ( ) 1.03 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.01 ( ) 2003년도대상자수 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 3.4 ( ) 2.9 ( ) 2.9 ( ) 3.1 ( ) 교차비 (95% CI) 1.16 ( ) 0.98 ( ) 1.00 RII (95% CI) 1.26 ( ) RII trend (p value) <.01

223 224 그림 5-5 교육수준별흡연율불평등추이, 45~64 세남자 그림 5-6 교육수준별흡연율불평등추이, 45~64 세여자 45~64세에서연령보정흡연율의절대적차이의감소는이연령에서낮은교육수준에속한사람들의흡연율의감소가상대적으로현저하였기때문이다. 남자의경우, 고등학교이상학력자의연령보정흡연율은 1989년도 65.7% 에서 2003년도 47.9% 로 7.8% 감소하였지만, 초등학교이하학력자는동일기간동안 11.8%(79.2% 에서 57.4%) 감소하였다. 여자에서도마찬가지양상으로고등학교이상학력자의연령보정흡연율은 1989년도 4.6% 에서 2003년도 2.9% 로 1.7% 감소하였지만, 초등학교이하학력자는동일기간동안 8.5%(11.7% 에서 3.4%) 감소하였다.

224 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 225 교육수준간연령보정흡연율의절대적차이가감소함에따라, 상대불평등지수도남녀모두에서감소하는양상이었다 (P value for RII trend<0.05). 45~64세남자에서, 1989년의상대불평등지수 (RII) 는 3.14(95% 신뢰구간 : 2.64~3.74) 이었는데, 1992년에는 2.76(95% 신뢰구간 : 2.34~3.25), 1995년에는 2.29(95% 신뢰구간 : 1.94~2.69), 1999년에는 2.12(95% 신뢰구간 : 1.79~2.51), 2003년도에는 1.98 (95% 신뢰구간 : 1.69~2.32) 로계단형으로감소하는양상을보였다. 이러한계단형의감소양상은여자에서도관찰되었는데, 특히 2003년도의상대불평등지수는유의하지않아교육수준별흡연불평등이명확하지않은것으로나타났다. 라. 65~84세연령군에서의교육수준별흡연불평등의변화 45~64세연령군과마찬가지로 65~84세연령군에서도남녀모두지난 15년동안지속적인흡연율감소양상을보였다. 남자의경우, 1989년도에 67.5% 이던연령보정흡연율은 1992년도 65.2%, 1995년도 60.2% 로감소하더니, 1999년도에는 52.0% 로이전조사보다 8.2% 가감소하였고, 2003년도에는다시크게감소 (12.2%) 하여 39.8% 에이르렀다 ( 표 5-7 참조 ). 여자에서도지속적인흡연율감소가있었는데, 1989년도 29.5% 이던흡연율은 1992년도 23.7%, 1995년도 20.6%, 1999년도 12.1%, 2003년도 7.5% 를기록하였다 ( 표 5-8 참조 ).

225 226 표 5-7 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 65~84 세남자 무학초등학교이상계 1989년도대상자수 1,177 1,015 2,192 흡연자수 ,481 연령보정흡연율 (%) 74.4 ( ) 59.8 ( ) 67.5 ( ) 교차비 (95% CI) 2.10 ( ) 1.00 RII (95% CI) 4.43 ( ) 1992년도대상자수 1,091 1,355 2,446 흡연자수 ,587 연령보정흡연율 (%) 74.2 ( ) 58.4 ( ) 65.2 ( ) 교차비 (95% CI) 2.06 ( ) 1.00 RII (95% CI) 4.26 ( ) 1995년도대상자수 940 1,754 2,694 흡연자수 604 1,007 1,611 연령보정흡연율 (%) 65.7 ( ) 57.9 ( ) 60.2 ( ) 교차비 (95% CI) 1.55 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.40 ( ) 1999년도대상자수 670 1,919 2,589 흡연자수 ,328 연령보정흡연율 (%) 60.2 ( ) 49.7 ( ) 52.0 ( ) 교차비 (95% CI) 1.55 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.41 ( ) 2003년도대상자수 568 2,642 3,210 흡연자수 ,251 연령보정흡연율 (%) 49.0 ( ) 38.2 ( ) 39.8 ( ) 교차비 (95% CI) 1.45 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.11 ( ) RII trend (p value) 0.001

226 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 227 표 5-8 교육수준별연령보정흡연율, 흡연의교차비및상대불평등지수 (RII), 65~84 세여자 무학초등학교이상계 1989년도대상자수 3, ,912 흡연자수 1, ,140 연령보정흡연율 (%) 31.1 ( ) 22.2 ( ) 29.5 ( ) 교차비 (95% CI) 1.66 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.77 ( ) 1992년도대상자수 3, ,287 흡연자수 ,019 연령보정흡연율 (%) 26.3 ( ) 14.0 ( ) 23.7 ( ) 교차비 (95% CI) 2.10 ( ) 1.00 RII (95% CI) 4.42 ( ) 1995년도대상자수 3,351 1,183 4,534 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 22.8 ( ) 15.0 ( ) 20.6 ( ) 교차비 (95% CI) 1.62 ( ) 1.00 RII (95% CI) 2.64 ( ) 1999년도대상자수 2,771 1,517 4,288 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 14.9 ( ) 7.9 ( ) 12.1 ( ) 교차비 (95% CI) 2.01 ( ) 1.00 RII (95% CI) 4.05 ( ) 2003년도대상자수 2,654 2,331 4,985 흡연자수 연령보정흡연율 (%) 9.1 ( ) 6.1 ( ) 7.5 ( ) 교차비 (95% CI) 1.80 ( ) 1.00 RII (95% CI) 3.22 ( ) RII trend (p value) 0.757

227 228 그림 5-7 교육수준별흡연율불평등추이, 65~84 세남자 그림 5-8 교육수준별흡연율불평등추이, 65~84 세여자 65~84세연령군에서연령보정흡연율과교차비를통하여교육수준별흡연의차이를살펴보면, 모든연도에서남녀모두초등학교이상학력자를기준으로무학에서흡연의교차비가높았다. 연령보정흡연율을토대로, 65~84세연령군에서교육수준별흡연율불평등양상을살펴보면, 남녀모두에서교육수준별흡연율차이가지난 15년사이에감소하였다. 남자에서초등학교이상학력자와무학자간의연령보정흡연율차이는 1989년도 14.6%, 1992년도 15.8% 이었는데, 1995년도에는 9.8%, 1999년도

228 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 %, 2003년도 10.8% 로나타났다. 여자에서는그차이가 1989년도에는 8.9%, 1992년도에는 12.3%, 1995년도에는 7.8%, 1999년도에는 7.0%, 2003년도에는 3.0% 이었다. 상대불평등지수 (RII) 의양상은남녀간차이를보였는데, 남자에서는계단형으로감소하는양상이었지만 (P value for RII trend=0.0015), 여자에서는일정하지않았다. 65~84세남자에서, 1989년의상대불평등지수는 4.43(95% 신뢰구간 : 3.04~ 6.45) 이었는데, 1992년에는 4.26(95% 신뢰구간 : 2.97~6.11), 1995년에는 2.40(95% 신뢰구간 : 1.69~3.40), 1999년에는 2.41(95% 신뢰구간 : 1.65~3.52), 2003년도에는 2.11(95% 신뢰구간 : 1.44~3.10) 로, 계단형으로감소하였다. 하지만, 여자에서의상대불평등지수는연도별로다른양상으로 2.64~4.42의값을보였다. 4. 분석결과의고찰외국에서는많은연구들이흡연에서의사회경제적불평등의변화양상을다루었다. 연구들은미국 (Pierce et al., 1989; Pierce, 1991), 영국 (Whitehead, 1992; Jarvis & Wardle, 1999), 핀란드 (Lahelma et al., 1997), 스위스 (Galobardes et al., 2003), 덴마크 (Osler et al., 2000), 스웨덴 (Peltonen et al., 1998), 스페인 (Faggiano et al., 2001; Borrell et al., 2000), 이탈리아 (Ferrario et al., 2001), 프랑스 (Marques-Vidal et al., 2001), 호주 (Bennet, 1995; Bennet, 1996) 등에서이루어졌고, 다수의국가를대상으로수행한연구도있다 (Pierce, 1989; Graham, 1996). 하지만아시아지역을대상으로하여흡연의사회경제적불평등양상을다룬연구는최근의 Cho 등 (2004) 의연구를제외하면찾아보기어렵다. 이는상당수의아시아지역국가에서의흡연율 ( 특히남자흡연율 ) 이높은상황을고려할때, 사회경제적불평등연구에대한사회적관심부족을반영한다할수있다. 연구결과남자에서의연도별연령보정흡연율은모든연령군에서감소하는양상을보였다. 흡연율감소의크기는모든연령군에서 1999년과 2003년도사이가가장컸다. 하지만여자에서는조금다른양상이었다. 45~64세와 65~84세에서는여자의경우지난 15년동안흡연율이감소하였

229 230 지만, 이보다젊은연령층인 20~24세와 25~44세연령군에서는흡연율이비슷하거나 (25~44세) 오히려약간상승 (20~24세) 하는양상을보였다. 또한 45~64 세와 65~84세여자에서의흡연율감소양상은남자와는달리, 1999년과 2003 년사이의급격한감소가있기보다는지난 15년동안꾸준하게감소양상이이어졌다. 한편, 이러한남녀에서의흡연율양상은모든교육수준에서동일하게일어나지는않았다. 예를들어 20~24세남자의경우중학교이하학력자에서의흡연율은지난 15년동안감소하지않았고, 25~44세여자에서전반적인흡연율의증가는없었지만, 중학교이하학력자의흡연율은증가하였다. 본연구결과 20~24세와 25~44세연령군남녀모두에서교육수준별흡연에서의절대적, 상대적불평등의크기가커지고있는것으로나타났다. 20~24세남자의경우중학교이하학력자의흡연율은연구기간동안비슷한수준을유지한반면, 대학교이상학력자의흡연율은 15년동안 ⅓이감소하였다. 20~24 세여자의경우다른양상으로흡연율불평등의크기가커졌는데, 주로낮은교육수준에서의흡연율상승에따른것이었다. 한편, 25~44세남자의경우 1989년도당시대학이상학력자와중학교이하학력자간의연령보정흡연율차이는 7.8% 이었지만, 2003년에는그차이가 15.2% 로 2배정도확대되었고, 25~44세여자의경우, 대학이상학력자와중학교이하학력자간의연령보정흡연율차이는 1989년도 0.8% 에서 2003년도에는 3.5% 로커졌다. 이러한절대적흡연율차이의확대로인하여상대적불평등의크기 ( 상대불평등지수 ) 또한통계적으로유의하게증가하는양상이었다. 하지만, 45~64세연령군과 65~84세연령군에서의연구결과는이와다른양상으로, 교육수준간연령보정흡연율로평가한절대적불평등의크기는이들두연령군에서남녀모두 1989년도에비하여 2003년도에감소하는양상을보였다. 상대불평등지수로평가한상대적불평등의크기는 45~64세연령군의남녀모두와 65~84세연령군의남자에서감소하는양상이었다. 흡연율에서의불평등크기의변화를다룬외국의연구결과는일관되지않지만, 비교적다수의연구에서불평등의크기가커지고있다고보고하였다. Lahelma 등 (1997), Borrell 등 (2000), Osler 등 (2000), Faggiano 등 (2001) 은남자에

230 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 231 서불평등의크기가커지고있다고보고하였다. 사회계층간흡연율의역전현상이보고되기도하였는데, Ferrario 등 (2001) 은이탈리아에서 1990년이전에는높은교육수준을가진남자에서높은흡연율을보였지만, 1990년경을기점으로이러한양상은역전되어, 낮은교육수준을가진남자의흡연율이높아지는양상을보고하였다. Jarvis와 Wardle(1999) 은영국에서 1973년부터 1996년사이에지역의박탈지수에따라흡연율의차이가커지고있다는사실을지적하였다. 여자를대상으로한여러연구에서도흡연의불평등크기가증가하고있다는점이지적된바있다 (Pierce et al., 1989; Lahelma et al., 1997; Peltonen et al., 1998; Osler et al., 2000). 본연구결과우리나라 25~44세여자에서의교육수준별흡연율의양상은 Pierce 등 (1989) 의미국사례와비슷하게 ( 물론미국보다는우리나라여자의흡연율이매우낮은현실이지만 ), 높은교육수준을가진여자에서의흡연율은낮아지는반면, 낮은교육수준의여자에서의그것은오히려높아지는양상이었다. Peltonen 등 (1998) 도 1986년과 1994년사이에낮은교육수준을가진여자에서흡연율이증가함에따라흡연에서의사회계층간불평등이심화되었음을보고하였고, Galobardes 등 (2003) 은높은사회경제적위치를갖는여자에서흡연량 (number of pack-year) 이감소하고있다고보고하였다. 이러한양상과는달리높은사회계층에서의흡연율이오히려높았던스페인, 이탈리아에서는사회계층간흡연율이비슷해지고있다는보고도있다 (Borrell et al., 2000; Faggiano et al., 2001; Ferrario et al., 2001). 낮은사회계층에불리한흡연불평등크기가증가하고있다는연구결과와는다른결과를보이는연구들도찾아볼수있다. 남자의직업계층간흡연에서의불평등변화를상대불평등지수로평가한 Bartley 등 (2000) 의연구결과, 1984년의경우상대불평등지수가 5.6이었고 1993년에는 4.29로감소하였지만, 통계적으로유의하지는않은것으로나타난바있다. 또한, 미국, 캐나다, 호주, 노르웨이에서의교육수준에따른흡연불평등의시계열적변화양상을탐구한 Pierce(1989) 의연구결과, 미국, 캐나다, 노르웨이는 1970년중반부터 1980년대중반사이에높은교육수준을가진사람들에서의흡연율감소가낮은교육수준을가진사람들에서보다두드러졌기때문에사회계층간흡연불평등이심화되

231 232 었지만, 호주의경우높은교육수준과낮은교육수준에서비슷한정도의흡연율감소가있었다고보고하였다. 특히호주의경우매스미디어를활용한금연캠페인이시작된 1983년이후에나흡연율의감소가이루어졌다는점을지적하였다. 흡연율에서의연도별변화양상과교육수준별흡연율의양상은담배소비에영향을미치는동일기간동안의사회환경적변화및담배관련정책의변화와연관지어볼수있다. 우리나라의경우지난수년동안담배소비와관련된많은정책적, 사회환경적변화가수반되었다 ( 서미경등, 2003). 1995년도에는국민건강증진법이제정되어공중시설에서흡연및금연구역을구분하고흡연구역에서만담배를피울수있도록규정하였다 (2001년부터는시설전체를금연구역으로지정할수있는근거도마련되었다 ). 2000년도 12월부터는매스미디어 (TV) 를통한흡연예방및금연광고가본격적으로시작되었고, 2001년도부터는담배판매자자격이강화되어일반음식점에서의담배판매가금지되었다 ( 서미경등, 2003). 담배가격의경우 1995년도이전에는전체소비자물가상승률에미치지못하는가격상승이있었지만, 1996년도이후에는소비자물가상승률을상회하는담배가격의상승이있었고 ( 김용익등, 2003), 특히 2000년도이후상승세는보다뚜렷한것으로알려져있다 ( 신윤정, 2003). 이러한일련의금연관련정책및사회환경의변화는우리나라국민들의흡연율에영향을미쳤을것으로예상할수있다. 특히 1999년도부터 2003년도사이에는우리나라에서금연열풍이부는등, 금연과관련한사회적환경에큰변화가있었고, 이는남자에서의흡연율의감소에크게영향을미친것으로보인다. 젊은여성의경우 1999년부터 2003년도사이에흡연율에서의감소가동반되지는않았지만, 이는금연을하는여성보다새롭게담배를피우는여성이많아졌기때문인것으로보인다. 연구결과에는제시하지않았지만, 흡연경력이있는모든흡연자중에서담배를끊은사람이차지하는금연율 (quitting ratio)(pierce et al., 1989) 의연도별양상을보면, 25~44세여자에서 1999년도에는 35.7%(95% 신뢰구간 : 30.7%~40.6%) 였지만, 2003년도의경우 50.3%(95% 신뢰구간 : 45.5%~55.1%) 로크게증가하였음은이러한사회적흡연율의변화를

232 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 233 설명해준다고볼수있다. 다만, 45~64세와 65~84세에서의상대적불평등의감소는설명하기어렵다. 흡연에서의절대적, 상대적불평등이연령군별로다른양상을보이는이유에대해서는추가적인연구가필요하다. 제 2 절지역지표와흡연율의차이 : 서울시민건강조사자료의다수준분석 우리나라에서는그동안도시와농촌, 수도권과비수도권간의격차문제 ( 이시원등, 2002) 가지역간차이가주요의제가되어왔는데, 최근에와서일부도시에서의주거지분리 (residential segregation) 문제가사회적인의제가되고있다. 특히서울시에서의주거지분리심화와행정구간의불균형문제는현재우리나라의매우중요한사회적문제가되었다 ( 김창석, 2002; 최은영, 2004). 김창석 (2002) 은서울시파워엘리트계층의주거지분포양상을시계열적으로검토함으로써, 서울시에서의주거지분리가심화되고있음을실증적으로보여준바있고, 최은영 (2004) 는서울시행정동단위아파트가격과 45~59세인구집단의고학력비율을분석하여, 강남 3구 ( 강남구, 서초구, 송파구 ) 를중심으로거주지분리가심화되고있다는사실을보였다. Kawachi & Berkman(2003) 이강조하듯이주거지역의분리는지역지표를이용한다수준연구활성화의일차적인동력으로, 미국의경우, 흑백인종간주거지분리문제가주요연구과제가되고있다 (Polednak, 1997). 우리나라에서도지역단위사회경제적위치지표또는지역특성별로건강수준의불평등문제를다룬연구들이진행되었다 ( 정혜경, 1990; 이금이, 1999; 윤태호와문옥륜, 2000; 김재용등, 2001; 손미아, 2002c; 성주헌등, 2002; 김명희, 2002; 이상규, 2002; 김지미, 2003; 윤태호, 2003a; 이석민, 2004; 임효진, 2004). 정혜경 (1990) 은지역의경제개발수준특성, 의료자원특성을나타내는지표를이용하여사망률과의관련성을보았으며, 이금이 (1999) 는개인소득을보

233 234 정한후광역시 도단위소득불평등지표 ( 지니계수 ) 의자기평가건강수준에의독립적효과를다뤘다. 윤태호와문옥륜 (2000) 은경기도시 군을대상으로지역별낮은사회계급의분포와사망률과의관련성을살폈으며, 김재용등 (2001) 은시 군 구및도시 농촌별로표준화사망률과수명손실연수의차이를규명하였다. 손미아 (2002b), 성주헌등 (2002) 은 Carstairs & Morris(1989) 가사용하였던물질적결핍지표를수정하여 1995년도센서스자료로부터지표를생성한후, 사망자료와의관련성을연구하였다. 이들연구들은도시 농촌지역간, 수도권 비수도권지역간, 또는지역의박탈정도에따른건강불평등의양상을기술함으로써, 지역간건강불평등해소의중요성을부각시켰다. 그런데, 이들연구들은분석의단위로대부분시 군 구단위의비교적큰지역단위를사용하였다는공통점이있다. 이금이 (1999) 는광역시 도를분석단위로삼았다. 하지만, 우리나라의시 군 구내에는매우다양한사회경제적배경을갖는동 읍 면의행정구역이있으며, 하나의시 군 구내의거주여부가특정개인에대한지역의효과를대표한다고볼수는없다. 예를들어, 서울의강남구라고하더라도그내부에는매우다양한지역사회가존재한다 ( 한겨레신문, ). 하지만, 연구자들이파악하기에, 아직까지동 읍 면수준의행정구역단위지표를이용하여건강또는건강행태의불평등문제를다룬연구는없는것으로보인다. 한편, 지역간건강불평등을다룬이들연구중에서최근의연구들에서다수준분석방법이사용되고있는실정이다 ( 손미아, 2002b; 김명희, 2002; 김지미, 2003; 이석민, 2004; 임효진, 2004). 이석민 (2004) 은 2001년도서울시민건강지표조사자료를이용하여만성질환의유병여부에대한구단위지역지표의효과를연구하였는데, 성, 연령, 교육정도, 혼인상태, 경제활동, 가구소득과같은개인수준의변수를보정하였을때의구단위분산은 0.023으로이의표준오차인 0.009보다 2배이상큰것으로나타나, 지역의구성적효과 (compositional effect) 를감안한후에도여전히지역의구조적효과 (contextual effect) 가존재함을보여주었다. 본연구는 2001년도서울시민건강지표조사자료와김창석 (2002) 의주거지

234 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 235 분화연구에서사용하였던파워엘리트계층의분포양상을나타내는지표 ( 입지계수 ) 를이용하여, 동단위의지역지표와개인의사회경제적지표가건강행태 ( 흡연 ) 에미치는영향을다수준분석방법을이용하여연구하였다. 1. 연구방법가. 지역지표사용에서의다수준분석의의미최근들어역학분야에서의지역지표를이용한다수준분석이크게증가하고있다. 1990년대에들어서면서질병의원인이개인수준만이아닌집단, 지역, 국가등과같은상위수준에있을수있다는주장이힘을얻고, 이를뒷받침하는사회역학 (social epidemiology) 연구가활성화함에따른결과라고할수있다 (O'Campo, 2003). 사회경제적지위지표로서지역지표가가지는함의에대해서는앞서제2장의이론적고찰에서제시한바있다. 여기서는분석에앞서지역지표를이용한다수준분석의통계적타당성을제시하고자한다. Rowe(1997) 는개인들이지역별로무리지어있는 (clustered) 자료를다수준분석이아닌단수준으로분석 (single-level analysis) 할경우집합비뚤림 (aggregation bias), 표준오차의추정오류 (mis-estimating of standard errors), 회귀의불균질성 (heterogeneity of regression) 의문제점을지적하였다. 집합비뚤림은지역지표의효과가개인의상태에따라서로다른효과를가질때발생하는문제점으로, 다수준분석을통하여지역지표의효과를집단내, 집단간효과로분리해냄으로써이문제를해결할수있다고하였다. 표준오차의추정오류문제는특정지역내에있는사람들간의결과지표 ( 건강수준, 건강행태등 ) 에있어서의의존성때문에발생하는문제 ( 집단내상관성문제, intraclass correlation) 이다. 회귀의불균질성문제는집단또는지역간에있어서개인특성과결과지표간의관련성이서로상이할때발생하는문제로, 이른바무작위회귀계수모형 (random regression coefficient model)(gleave et al., 2004) 또는무작위기울기모형 (random

235 236 slope model)(subramanian et al., 2003) 의양상을보이는경우라할수있다. 지역단위로개인별자료가형성되어있는경우, 다수준분석을하여야하는중요한이유로집단내상관성 (intraunit correlation) 의존재가흔히문제시된다 (Merlo, 2003). 집단내상관성이란동일지역의인구집단의구성원들내에서건강수준지표의유사성정도라고할수있다. 특정건강지표에서집단내구성원간에일정한수준의상관성이존재할것이라는가정 ( 특정지역의특성을공유함으로써건강수준에서도유사성이있을것이라는가정 ) 이다수준분석의전제가된다. 만약집단내상관성이거의없다고한다면 ( 집단내상관성 =0%), 각개인의건강수준은지역의영향을거의받지않는다는것을의미한다. 지역지표를이용한다수준분석이의미를가지려면, 특정지표에있어서지역간차이가두드러지게나타날때이다. 지역간차이가별로크지않을것이라는전제가있다면, 지역지표의개발필요성도, 다수준분석의의미도감소하게마련이다. 지역지표의건강효과를보기위한연구에서, 지역지표 ( 독립변수 ) 와건강수준 ( 종속변수 ) 간의관련성의크기가동일하더라도, 집단내상관성의크기에따라실질적인연구결과의의미는달라질수있다. 생태학적연구라면, 동일지역의구성원들이모두같은수준의혈압을공유하는것을가정 ( 집단내상관성 =100%) 하게되는데, 지역지표와건강수준간에는동일한크기의관련성이존재하더라도다수준분석결과와비교하여생태학적연구는개인의건강수준에대한지역의효과를과도하게평가할가능성이있다. 이러한집단내상관성의존재로인하여단수준분석에서추정된표준오차가다수준분석의결과보다낮을가능성이지적된다. Gleave 등 (2004) 은기능제한장기질환 (limiting long-term illness) 변수가포함된 1971년도, 1981년도, 1991년도의영국센서스자료를이용하여단수준분석과다수준분석결과를비교하였는데, 1971년도여자의차량소유여부에대한표준오차가단수준분석에서보다다수준분석에서 7% 정도높다는사실을언급하면서, 이정도의차이로도통계적유의성에영향을미칠수있다고지적하였다 ( 물론해당연구에서는단수준분석결과와다수준분석결과간의실질적인차이는없었다 ).

236 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 237 결론적으로, 지역지표의건강효과를분석할경우특정지역내에무리지어있는자료의성격을그대로유지한다수준분석방법을사용하여야잘못된결론을도출할가능성을줄일수있으며, 지역과개인수준에서기여하는변이의정도를계량화할수있는등보다풍부한분석결과를제시할수있다. 나. 연구자료및분석방법 1) 연구자료연구자료는 2001년도서울시민보건지표조사의가구조사에참여한 2,500개표본조사구의 20,981가구에살고있는 67,049명중에서가구주대상설문조사에서가구원의흡연력정보를얻을수있었던 15세이상의남녀 54,029명이었다. 이들은 2001년당시서울시 522개동중에서 504개동에거주하고있었는데 ( 가회동, 무악동등 18개동이연구에서제외되었다 ), 1개동별평균대상자수는 107.2명 ( 표준편차 : 42.1명, 범위 : 14~347명 ) 이었다. 전체대상자중에서남자는 26,022명 (48.2%), 여자는 28,007명 (51.8%) 이었고, 1개동별평균남자수는 51.6명 ( 표준편차 : 20.7명, 범위 : 7~166명 ) 이었고, 평균여자수는 55.6명 ( 표준편차 : 22.0 명, 범위 : 7~181명 ) 이었다. 2) 분석변수가 ) 지역사회수준의사회경제적위치지표 : 동단위지표본연구에서는서울시동단위지역지표로가용한서울시동단위파워엘리트의분포지표인입지계수 (location quotient: LQ) 를사용하였다. 이지표는도시지리학분야에서사회집단간의거주지분화와공간적분포패턴을연구하기위하여사용되어온지표로서, 김창석 (2002) 은다양한사회집단중에서각분야의영향력을갖고있는상류계층 ( 파워엘리트 ) 이과연서울시의도시공간내에서어떠한공간적분포패턴을보이고있으며, 서울시의강남, 강북간불균형발전

237 238 의측면에서이들계층의거주지분화가시계열적으로어떻게진행되고있는지를연구한바있다. 본연구에사용한자료는 2001년의중앙일보동단위 JOINS 인물정보자료로서, 여기에는 4급서기관급이상의정부부처공무원, 국회의원, 광역 / 지자체단체장, 정당고위간부등의정치인, 4년제대학의조교수이상및 2년제대상의부교수이상교육인, 임원급이상의기업인및금융인, 변호사 / 판사 / 검사등의법조인, 차장급이상기자등의언론인, 종합병원과장급이상의의료인, 영관급장교이상의군인, 탤런트, 영화배우, 가수등의연예인, 총 46,842명이포함되었다. 이들의거주지를행정동단위로분류하여다음과같은식에의하여입지계수 (LQ) 를구하였다. LQ = i 동의파워엘리트수 / 서울시전체파워엘리트수 i 동의상주인구 / 서울시전체상주인구 즉, 특정동의파워엘리트입지계수가 1.0이라면, 이는특정동에거주하는파워엘리트의구성비가서울시평균과같다는의미이고, 입지계수가 2.0이라면서울시평균보다 2배많은파워엘리트가거주하고, 입지계수가 0.5라면서울시평균보다절반만이거주하고있다는의미이다. 김창석 (2002) 은동별파워엘리트입지계수값을이용하여서울시의동별상류계층의거주지분포양상을기술하였는데, 2001년의경우, 주로강남지역에파워엘리트가집중되어있고, 일부강북지역 ( 평창동등 ) 과여의도지역의입지계수가높다는점을밝혔다 ( 그림 5-9 참조 ). 본연구에서는입지계수를 이상, 2.000~3.999, 1.000~1.999, 0.500~ 0.999, 0.250~0.499, 미만의 6단계로나누어, 지역지표로사용하였다.

238 건강행태의사회계층간차이의변화추이와지역간차이 : 흡연을중심으로 239 그림 년도서울시행정동별파워엘리트입지계수현황 자료 : 김창석 (2002). 서울시상류계층 ( 파워엘리트 ) 의주거지역분포특성과형성요인에관한연구, ꡔ국토계획ꡕ, 37(5), pp.65~85. 나 ) 개인의사회경제적위치변수본연구에서사용한개인의사회경제적위치변수는가구소득, 교육수준, 직업계층의세가지이었다. 2001년도서울시민보건지표조사에서월가구소득은 50만원단위로구분되어조사되었는데, 본연구에서는이구분을그대로이용하여 7단계의월가구소득을사용하였다 (50만원이하, 51~100만원, 101~150만원, 151~200만원, 201~ 250만원, 251~300만원, 301만원이상 ). 기초생활보호대상자와소득없음이라고밝힌대상자는가장낮은소득집단인 50만원이하로분류하였다. 가구원수를보정한월가구소득을사용할수도있지만, 결과지표에대한지역지표의효과를성별, 연령별로비교하기위해서는동일한월가구소득구분방식을유지하는것이바람직하다는판단에따라, 7단계의월가구소득구분을그대로사용하였다. 교육수준은 5단계로구분되었는데, 무학, 초등학교, 중학교, 고등학교, 대학