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2 보건학석사학위논문 유전자분석을통한맞춤금연 치료의비용-효과분석 A cost-effectiveness analysis of genetic testing for smoking-cessation treatment 2012년 8 월 서울대학교보건대학원 보건학과보건정책관리전공 오진정

3 유전자분석을통한맞춤금연 치료의비용-효과분석 A cost-effectiveness analysis of genetic testing for smoking-cessation treatment 지도교수양봉민 이논문을보건학석사학위논문으로제출함 2012년 4 월 서울대학교보건대학원 보건학과보건정책관리전공 오진정 오진정의석사학위논문을인준함 2012년 8월 위원장이태진 ( 인) 부위원장김호 ( 인) 위원양봉민 ( 인)

4 국문초록 연구배경 : 유전자분석을통한맞춤치료법이금연율을높이고흡연인 구를감소시킬수있는치료대안으로제기되고있다. 석을통한맞춤치료법이기존의금연치료법- 부프로피온, 이러한유전자분 니코틴대체 제-과비교하여임상적유용성뿐만아니라경제적가치가있는지비용 효과분석을통해확인하고자한다. 연구방법 : 우리나라흡연자중금연의지가있는자를분석대상으로 유전자분석을통한맞춤치료법과기존치료법인부프로피온, 니코틴 대체제의비용효과성을비교하였다. 분석모형은 BENESCO (The Benefits of Smoking Cessation on Outcomes) 모형을사용하였으며, 모 형에서고려하는흡연으로인해발생하는동반질병은한국인의특성을 반영하여변경하였다. 그외전이확률, 의료비용, 효용가중치에대한자 료는국내발표자료를인용하였다. 사회적관점으로분석되었으며, 분석 기간은평생으로시행되었다. 또한, 분석결과에중요하게작용할수있 는변수에대해민감도분석도시행하였다. 연구결과 : 기본분석결과, 부프로피온치료법은맞춤치료법및니코틴 대체제와비교하여상대적열위대안으로분석되었다. 맞춤치료법을니 코틴대체제와비교시, 점증적비용효과비(ICER) 가 10,491,231 원/QALY 로분석되었다. 민감도분석결과, 분석기간이짧고, 유전자검사비용 이많이소요되고, DRD2 Taq A2/A2 비율이높을수록맞춤치료법의 점증적비용효과비(ICER) 는높아지는것을확인할수있었다. 연구결론 : 기본분석결과, 금연맞춤치료를기존의다른치료법과비 교시, ICER 값이비용효과적인범위내의값으로분석이되었다. 한편, 모형의가정및변수값에따라 ICER가달라져금연맞춤치료의비용효 과성을판단하는데있어어느정도불확실성이있음도함께시사해준 다.

5 주요어: 유전자분석, 맞춤치료, 비용- 효과분석, 마르코프모형, 금 연치료 학번 :

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9 표목차 [ 표 1] 금연치료제의맞춤치료와관련된후보유전자물질 6 [ 표 2] 우리나라의성별, 연령별흡연율 9 [ 표 3] 현재흡연자중금연을시도한비율 9 [ 표 4] 흡연자의금연후각질병사망위험도의변화 14 [ 표 5] 금연치료약물요법의임상가이드라인 15 [ 표 6] Welton (2008) 의비용효과성평가대안(strategies) 17 [ 표 7] 비교대안 19 [ 표 8] 분석대상코호트크기 20 [ 표 9] 문헌검색전략 26 [ 표 10] 문헌검색기준 26 [ 표 11] 부프로피온효과자료원 27 [ 표 12] 니코틴대체제효과자료원 28 [ 표 13] 각비교대안에적용한효과자료원 29 [ 표 14] 비교대안의모형적용효과값 29 [ 표 15] DRD2 대립유전자빈도 (allele frequency) 30 [ 표 16] 각주기(cycle) 마다다음연령대로전이하는비율 33 [ 표 17] 금연기간에따른금연자들의분포 35 [ 표 18] 금연기간에따른금연유지율 36 [ 표 19] 흡연상태및성별 연령별질병유병비율 38 [ 표 20] Baseline 에서질병을보유하는코호트크기 39 [ 표 21] 질병유무에따른코호트크기 40 [ 표 22] 질병의흡연상태에따른발생비율 41 [ 표 23] 질병발생이후의사망비율 43 [ 표 24] 비용항목 46 [ 표 25] 1 일흡연량에따른각대안들의용법용량및약품비용 48

10 [ 표 26] 의약품처방조제료 49 [ 표 27] 동반질병별단위비용 51 [ 표 28] 비교대안간총비용 ( 동반질병의료비제외) 52 [ 표 29] 흡연여부및연령군별효용가중치 54 [ 표 30] 6 가지질병의효용가중치 55 [ 표 31] 대안간건강상태별누적 QALYs 56 [ 표 32] 대안간건강상태별누적생존연수(culmulative Years of Life) 58 [ 표 33] 총누적비용추게결과 ( 단위: 천원) 60 [ 표 34] 기본비용효과분석 ( 비용/ QALY) 결과 62 [ 표 35] 분석기간에따른민감도분석 63 [ 표 36] 유전자검사비에대한민감도분석 64 [ 표 37] DRD2 유전자유형분포에대한민감도분석 66 그림목차 [ 그림 1] 보험자관점에서의약물유전체학의잠재적이익과위험 4 [ 그림 2] 맞춤치료의경제성평가를위한결정수형모형예시 5 [ 그림 3] 유전자유형에따른맞춤치료 8 [ 그림 4] 분석모형 22 [ 그림 5] 마르코프모형에서의건강상태전이양상 24

11 I. 서론 1. 연구의배경 흡연은단순히기호물질을즐기는것에서그치지않고, 존이라는습관성약물중독으로발전하게되며, 니코틴의 이는다양한신체적질 환을야기한다. 따라서금연은개인및사회적으로많은보건학적이익 을발생시킬수있다. 이러한금연을위해자기의지방법외에여러 보조적인방법들 ( 금연치료제, 금연클리닉, 금연상담전화, 금연초등) 이 사용되고있다. 그중금연치료제로는니코틴대체제(nicotine replacement therapy, NRT), 부프로피온(bupropion), (varenicline) 등이사용되고있다. 바레니클린 한편, 약물유전체학(pharmacogenetics) 이관심영역으로떠오르고있 고, 이에대한연구가활발해지면서유전적요소가금연치료법과연관 성이있다는연구들이보고되고있다. 즉, 유전적다형성(genetic polymorphisms) 이니코틴의대사와관련된약력학(pharmacokinetics) 혹 은니코틴작용기전과관련된약동학(pharmacodynamics) 에차이를발 생시키고, 이는개인마다효과적인금연치료법이다를수있다는것이 다. 현재까지보고된금연치료와관련된약물유전체학연구에따르면, 니코틴대체제인니코틴패치의경우, DRD 2 유전자의 Taq1A 다형성중 A1(T) allele 유형의경우더치료반응성이뛰어난것으로나타났다 (Johnstone, 2004). 또한, 항우울제의일종인부프로피온의경우에도, DRD 2 유전자유형과치료반응성이관련이있는것으로보고되고있 는데, A1 allele 유형에비해, A2(C) allele 유형의경우더뛰어난치료 효과를나타낸다고보고되었다 (David, 2007; Lerman, 2003). 즉, 이러한 연구결과는개인의 DRD 2 법이달라질수있음을시사해준다. 유전자다형성에따라효과적인금연치료 - 1 -

12 약물유전체학의발달과약제의사회경제적인가치가중요해지면서 보건의료기술평가(Health Technology Assessment, HTA) 영역에있어 서는개인의유전자유형에따른맞춤치료법(personalized medicine) 에 대한관심이높아지고있다. 맞춤치료법은개인에게더효과적인치료 법을적용함으로써, 임상적효과를보다향상시키고, 보건의료비용을줄 일수있는잠재력이있다. 금연치료법에있어서도유전자분석을통한 맞춤치료법이기존의치료법 적인대안인지평가해보고자한다. (one-size-fits-all) 과비교하여비용효과 2. 연구의목적 본연구에서는유전자분석을통한맞춤금연치료법의비용효과성 을확인하기위해유전자분석을통한맞춤금연치료법 ( 유전자유형에 따라니코틴대체제혹은부프로피온사용) 과유전자분석을시행하지 않고니코틴대체제를사용하는대안및부프로피온을투여받는대안을 비교하여비용효과성을분석하고자한다. 또한분석에적용되는여러변수에대한민감도분석을통해이러한 비용효과성을결정짓는요소를찾고자한다

13 II. 이론적고찰 1. 맞춤치료에대한이론적고찰 1.1 맞춤치료 (Personalized Medicine) 의개념및의의 최근유전자와단백질등인체의생체물질에대한이해와연구가 발달되면서 맞춤치료 (Personalized Medicine)" 에대한관심이높아지 고있다. 맞춤치료는유전자나단백질등개인의생체정보에근거하여 개인의유전적유형에맞춘치료(tailored therapy) 혹은유전적생물지 표(biomarker) 의특성에따라사용되는표적치료의약품(targeted therapy) 등을의미한다. 과거에는어떠한특정질환에대해단순히하나의질환으로인식하 여그질환의치료제에대한반응이개인마다차이가있음을설명할수 없었다. 그러나하나의질환도여러하부유형이존재하여각유형의환 자에게맞는치료제가필요하며, 또한기존의치료제도개인의유전적 유형에따라대사혹은작용하는기전이달라져효과적인치료법이달라 질수있는것이다. 이러한맞춤치료는특정약제에대한치료대상을선별하여보다 향상된치료의효과를기대할수있으며, 또한부작용이발생할대상자 를선별하여부작용발생을줄일수있는보다향상된안전성을기대할 수있게한다. 따라서맞춤치료는약물의기대효과가큰환자를선별 하여약물의임상적유용성을향상시킬수있고, 이로인해불필요한의 료자원이용을감소시킴으로써보건의료비용을줄일수있는잠재력을 가지고있다. 반면, 맞춤치료는이익뿐만이아니라잠재적인위험도지니고있 다. 특히맞춤치료를위해서는유전자분석검사를시행해야하므로이 에대한비용이발생하게되고, 또한표적치료제의경우에는약제자체 - 3 -

14 의가격도고가이어서이러한맞춤치료가경제적인가치가있는지에대 해서도논쟁이이뤄지고있다. [ 그림 1] 보험자관점에서의약물유전체학의잠재적이익과위험 출처 : ISPOR Personalized Medicine Special Interest Group, 2010 따라서맞춤치료법의향상된효과가기존의치료법보다소요되는 치료비용을상쇄시킬수만큼인지파악하는것이필요하다. ISPOR의 Pesonalized Medicine Working Group 에서는 [ 그림 2] 와같이맞춤치료 법의비용효과성을평가하기위한결정수형모형을제시하고있다. 모형에서는전통적인경제성평가처럼 기존의 B 약 과 새로운 A 약 을 비교하는것이아니라 treat-all" 대안과 test-and-treat" 대안을비교하 고있다. 또한여기에서는각대안의반응율뿐만아니라, 반응율을높이 거나부작용을감소시키는것과관련있는생체지표(biomarker) 의유병률 이 - 4 -

15 도비용효과성을평가하는데있어중요한요소로작용하고있음을알수있다. 이러한맞춤치료법에대한비용효과성평가는결국보건의료에서맞춤치료와관련된의료자원이효율적으로사용되는데하나의수단이될수있을것이다. [ 그림 2] 맞춤치료의경제성평가를위한결정수형모형예시 출처 : ISPOR Personalized Medicine Working Group, 금연에서의맞춤치료법 금연치료제로니코틴대체제및여러약물들이상용되고있지만, 이러한치료제들의절대적인금연성공률은낮은편이다 (Welton 2008). 한편, 유전적변이 (genetic variation) 가금연치료제의반응과관련이 있다는연구가보고되면서, 치료가가능한것으로알려지고있다. 금연에있어서도유전적유형에따라맞춤 현재까지보고된금연치료와관련된약물유전체학연구에따르면, - 5 -

16 [ 표 1] 과같이여러유전자들이후보물질로연구가되고있다 (Kortman, 2008). 그중에서도중독등의정신과적질환과관련된것으로알려진도파민수용체의 DRD2 유전자 (DRD2-ANKK1 complex) Taq1A 다형성에대한연구가가장많이보고되고있으며, Taq1A의유형에따라니코틴대체제와부프로피온의반응율이달라짐을나타내고있다. [ 표 1] 금연치료제의맞춤치료와관련된후보유전자물질 유전자 (Gene) DRD2-ANKK1 complex DRD2 DRD2 유전자다형성/ 변이 (Polymorphism/ genetic variant) Taq1A [rs ] -141 Ins/Del [rs ] C957T [rs6277] DβH DβH 1368 A/G SLC6A3 SLC6A3 COMT COMT NET-8 CHRNA4 CHRNB2 OPRM1 CYP2A6 CYP2B6 3'UTR VNRT 9-10 repeats Intron 8 VNTR 2-3 repeats [rs and rs165599] Val108/158Met [rs165688] A1287G [rs ] [rs ] Asn40Asp [rs ] Slow/fast metabolizer alleles C1459T - 6 -

17 Jonhstone (2004), Yudkin (2004) 등의연구에서는 DRD2 유전자의 Taq1A 다형성중 A1(T) allele 유형 (A1/A1 혹은 A1/A2) 의경우니코 틴대체제의치료반응성이더뛰어난것으로나타났다. 또한, 항우울제 의일종인부프로피온의경우에도, DRD2 유전자유형과치료반응성이 관련이있는것으로보고되고있는데, A1 allele 유형에비해, A2(C) allele 유형 (A2/A2) 의경우더뛰어나치료효과를나타낸다고보고되 었다 (David, 2007; Lerman, 2003). 이러한유전자유형에따른각치료제의효과차이의기전에대해서 는정확하게밝혀지지않고있다. 다만, 니코틴은아세틸콜린수용체에 결합하여도파민을분비시키며, 이는시냅시스후부 (post-synaptic) 의 도파민수용체를활성화시킨다. 이러한도파민수용체의활성화됨으로 인해흡연자는흡연으로인해기쁨(pleasure) 을느끼는것으로알려져있 다. 즉, 도파민수용체인 DRD2의유전자유형에따라니코틴중독으로 의발달정도에차이를유발할수있는것으로생각되고있다 (Johnstone, 2004). DRD2 Taq1 경우에 A2 유전자유형중 A1 대립유전자를가진 대립유전자를가진경우보다니코틴의존에취약한것으로 알려져있으며 ( 이영식, 2006), 이에 A1 대립유전자를가진경우니코 틴대체제가금연에더효과적인것으로추론된다. 한편, 부프로피온의 약물기전은금연으로인한니코틴금단증상을완하시키며, 흡연에대한 갈망욕구를감소시켜재흡연을방지하는것으로알려져있는데, 그금연 효과는니코틴의보상회로(reward circuit) 혹은금단회로(withdrawl circuit) 에관여하는여러신경전달물질의농도나수용체의유전적차이 에따라달라질수있는것으로알려져있다 ( 이영식, 2006). 즉, 이러한유전자유형에따른도파민경로(dopaminergic pathway) 의차이및연구결과는개인의 금연치료법이달라질수있으며, DRD2 유전자다형성에따라효과적인 유전자정보에근거하여맞춤치료법 이가능함을시사해준다. 실제영국에서는유전자검사를통한맞춤 치료가상용화되고있다. 이는일반인이유전자검사를직접할수있도 - 7 -

18 록진단키트가포함된상품이며, 혈액을채취하여 DNA 분석을위해 연구소에보내면그결과에근거하여흡연자에게가장적합한맞춤금연 치료법이제공된다. 치료법외에도금연을위한행동변화, 대체치료등 에관한서비스도함께제공되며, US dollar 로약 $185 가격에판매가 이루어지고있다. [ 그림 3] 유전자유형에따른맞춤치료 2. 흡연에대한이론적고찰 2.1 흡연의역학 흡연율현황 흡연율에대한조사는여러기관에서주기적으로시행하고있으며, 그중대표적인것이보건복지부에서실시하는 국민건강영양조사 와이 를바탕으로한 사회통계조사보고서 및한국금연운동협의회에서한국갤 럽에의뢰해시행한 흡연실태조사 가있다. 흡연율현황자료는본연구 에서분석을위해적용이되며, 계분석값을사용하였다. 본연구에서는국민건강영양조사의통 2010 년 국민건강영양조사 에서는성별, 연령별로현재흡연율, 과거 - 8 -

19 흡연율을보고하고있다. 본연구에서는 [ 표 2] 와같인성별, 연령별로 현재흡연자, 과거흡연자, 흡연무경험자의비율에대한자료가필요하여 국민건강영양조사의자료를바탕으로산출하였다. [ 표 2] 우리나라의성별, 연령별흡연율구분현재흡연자과거흡연자흡연무경험자 남성남성남성여성여성여성 18-34세 54% 15% 31% 49% 35% 17% 65세이상 27% 58% 15% 18-34세 7% 8% 85% 6% 3% 91% 65세이상 4% 5% 91% 출처: 국민건강영양조사 (2010) 흡연자중금연시도자의비율은 2010년국민건강영양조사자료에서 찾을수없어 2005 년도자료를참조하였다. 금연을시도한방법중 자신 의의지 로금연을시도한인원은배제하고, 니코틴대체제, 의사의처방 에의한약물치료등약물보조요법을이용하여금연을해보았다는 응답비율만을산출하였다. [ 표 3] 현재흡연자중금연을시도한비율 구분 금연시도비율 남성 남성 남성 18-34세 8.50% 10.10% 65세이상 8.87% - 9 -

20 여성 여성 여성 18-34세 9.60% 9.35% 65세이상 7.31% 출처: 국민건강영양조사 (2010) 흡연과관련된질병 흡연은건강에악영향을미치는강력하고위험한요인으로, 한국 남성의모든원인에의한사망, 암사망, 심혈관계질병으로인한사망의 각각 30.1%, 37.3%, 26.7% 의원인이된다(Jee SH 등, 2005). 흡연은위암, 간암, 폐암, 식도암, 후두암, 방광암등거의모든암과 관련되어있으며, 관련된만성질병에도관상동맥질병, 뇌졸중, 당뇨, 만성 폐쇄성폐질환, 천식, 기관지확장증등많은종류의질병들이있다. 흡연에대한경제성평가연구를위해 WHO에서는 BENESCO(BENEfits of Smoking Cessation on Outcomes) 모형을개발 하였으며, 이모형에서흡연과관련된질병으로위암, 만성폐쇄성폐질 환, 허혈성심질환, 뇌졸중, 기관지확장증을선정하고있다. 이모형을 바탕으로여러경제성평가연구들이보고되고있는데, 그중에서도한국 에서연구된 Bae (2009) 의문헌에서는한국인의특성을반영하여흡연의 영향이가장클것으로생각되는 6 가지질병을선택하였다. 6가지질병 은만성폐쇄성폐질환, 허혈성심질환, 뇌졸중, 위암, 간암, 폐암이며, 본 연구에서도이질환들의역학과흡연의영향력을조사하여본연구에적 용하였다. 1) 만성폐쇄성폐질환 (COPD; Chronic Obstructive Lung Disease) 만성폐쇄성폐질환은전세계적으로 4번째사망원인이며앞으로계 속증가하여 2020년경에는 3위로올라설것으로예측되고있다 ( 2006)

21 만성폐쇄성폐질환의유병률은 1000명당 12.5%( 남성 14.8%, 여성 10.3%) 였으며연령이높아질수록증가하여 50대이후급속히증가하였 다( 질병관리본부, 2006). 만성폐쇄성폐질환에의한사망비율은 2006년 기준으로 10만명당남성 18.2 명, 여성 10.7 명이었다. 하지만이병은연 령이증가하면서유병률및사망비율이증가하여 65세이상의경우인구 10만명당사망비율은남성 123 명, 여성 132 명에이른다( 통계청, 2010). 만성폐쇄성폐질환의원인은흡연, 대기오염, 직업적인위해물질노 출, 천식, 기타하기도질환등이있으며이중흡연이가장중요한원인 으로, 흡연자의경우 1.6-3배까지그사망비율이증가하게되므로적극 적인금연정책이반드시필요하다(Jee SH 등, 2005). 2) 허혈성심질환 (IHD; Ischemic Heart Disease) 허혈성심질환은협심증및심근경색증등관상동맥의협착또는혈 전으로인한폐색으로인해심근허혈이발생하여생기는질병을의미한 다. 이중심근경색증은지속적인심근허혈로인해심근세포가비가역적 인괴사에이르는상태를말하며사망비율이높고점차증가하는질병이 다. 급성심근경색유병률은인구 10만명당남성이 명, 여성이 명으로남성이높았으며, 발생률 81.1명보다약4 배정도높았다( 질 병관리본부, 2006). 연령이증가함에따라허혈성심장질병사망비율이급격하게증가하 며, 남성의연령별사망비율이여성보다높다. 허혈성심장질병의표준화 사망비율은증가하는경향을보이고있다. 허혈성심질환의원인은고혈압, 당뇨병, 고지혈증, 흡연등이이미 밝혀져있고, 이중흡연은고혈압, 고지혈증과함께 3 대위험요인이다. Framingham Heart Study에서는하루에 10개비의담배를더피울때마 다남성에서는 18%, 여성에서는 31% 씩심혈관계질병으로인한사망이 증가한다고보고하였다(Kannel WB 등, 1990)

22 3) 뇌졸중 (Stroke) 뇌졸중은뇌혈관의문제로인해그혈관의일정한영역에해당하는 신경학적결손이급작스럽게발생하여 24시간이상지속되거나 24시간 이내에사망에이르게되는경우를일컫는다. 뇌졸중은크게유형에따 라서혈관이막혀서생기는허혈성뇌졸중(ischemic stroke) 또는뇌경색 (cerebral infarction) 과혈관이터져서발생하는출혈성뇌졸중 (hemorrhagic stroke) 또는뇌출혈(cerebral hemorrhage) 로구분된다. 뇌졸중은연령이증가함에따라발생률및사망비율이급격하게증 가하므로젊을때부터고혈압, 당뇨병, 심장질병, 고지혈증, 무증상혈관 협착, 운동부족, 흡연등의위험요인을관리해야한다. 흡연의뇌졸중사망에관한비교위험도는연구에따라, 국내의경우 배, 미국의경우 배에이르기때문에적극적인금연권장이 요구된다(Jee SH 등, 2005), (The Surgeon's General Reports, 2005). 4) 폐암 한국인의암발생순위는전체적으로위암이가장많이발생하고폐 암, 간암, 대장암, 유방암, 자궁경부암순이었다. 폐암은남성에서전체 암발생의 16.9%, 여성에서 7.9% 를차지하였고, 10만명당남성 51.0 명, 여성 12.5 명이발생하였다. ( 보건복지부, 2007). 폐암의가장중요한원인은흡연이며흡연은암, 심혈관계질환및 호흡기질환으로인한이환및사망을낮추는데가장중요한교정가능 한위험인자이다 (World Health Organisation, 1997). 5) 간암 우리나라의간암발생수준은매우높다. 국제적발생수준을 3등급 으로나눌때남성의연령표준화발생률이인구 10만명당 25 명( 여성의 경우 10 명) 이상인경우높은발생지역으로분류되는데아프리카의짐바 브웨, 한국, 일본, 중국, 홍콩등이여기에속한다( 안윤옥, 1998). 국내의

23 간암은발생률과사망비율이점차감소하고있지만여전히간암은남성 에서발생률 3 위, 사망비율 2 위, 여성에서발생률 4 위, 사망비율 1위의 흔한암이다( 보건복지부, 2007). 간암의원인은간경변증, B 형간염바이러스간염, C형간염바이러스 간염, 기타알코올성간질병, 혈색소증, 아플라톡신등이다. 간염바이러스 보균자는정상인에비해간암의발생위험이 5.9 배높다. 만성간염에서 는연간간암이 % 발생하며, 간염바이러스보균자에서는연간 % 발생한다. 또한담배도간암의원인으로밝혀진바있어, 흡연 자의경우간암사망비율이연구에따라, 우리나라는 배, 일본은 배, 미국은 배높게나타나는등다양하다(Jee SH 등, 2005; T. Hirayama, 1990; The Surgeon's General Reports, 2005). 6) 위암 국내의위암은발생률과사망비율이점차감소하고있지만여전히 남성에서발생률 1 위, 사망비율 3 위, 여성에서발생률 2 위, 사망비율 1위 의흔한암이다( 보건복지부, 2007), ( 통계청, 2007). 위암의원인은짠음식, 훈제식품이주원인이며이들식품내들어 있는질산염(nitrate) 이소화관내세균에의해발암물질인아질산염 (nitrites) 으로변환되기때문으로추정된다. 또한헬리코박터감염은만 성위축성위염을유발하여위산도를감소시켜세균성장을촉진하기때 문에발암과정에관여하는것으로생각된다. 이외에도위암의원인으로 흡연을들수있는데, 흡연의위암사망에관한비교위험도는연구에따 라, 우리나라에서는 배, 일본에서는 배, 미국에서는 배로보고된바있다(Jee SH Surgeon's General Reports, 2005). 등, 2005; T. Hirayama, 1990; The 금연후질병의사망위험도변화 금연후질병에의한사망위험도는비흡연자를 1.0 으로보았을때,

24 금연 10년후사망에관한비교위험도는폐암의경우 배, 위암은 배, 간암은 1.1 배로계속흡연하는사람( 폐암: 배, 위암: 배, 간암: 배) 보다낮게나타났다. 만성질병중허혈성 심질환은 0.9 배, 뇌졸중은 배로역시계속흡연하는사람( 허혈성심 질환: 배, 뇌졸중: 배) 보다낮았다(T. Hirayama, 1990). 우리나라자료에서는금연 10년후전체사망에관한비교위험도가 1.33배로현재흡연자의 1.82 배에비하여낮음을알수있다 ([ 표 4]). 이 러한경향은다른질병에서도마찬가지로나타나금연 10년시점의사망 위험도는전체암에서 1.3 배, 위암은 1.55 배, 폐암은 1.61배로나타나현 재흡연자의 1.56 배, 1.81 배, 3.67 배보다는사망위험도가낮았다. 이외에 도만성질병중허혈성심질환의사망위험도는금연 10년시점에서 1.32 배, 뇌졸중은 1.05 배, 만성폐쇄성폐질환은 1배로조사되어금연했을때 사망위험도가낮아짐을알수있었다. 이와같이한국인의주요사망원 인인이상의질병에대한사망위험도가금연후감소하는것은금연의 효과가매우크다는것을보여주는증거이다. [ 표 4] 흡연자의금연후각질병사망위험도의변화 구분현재흡연금연 1년금연 5년금연 10년 사망 전체암 식도암 위암 폐암 허혈성심질환 뇌졸중

25 만성폐쇄성폐질환 출처 : 박재갑, 서홍관, 지선하, 강혜영, 서희열, 심충진등 금연치료법 금연치료법은비약물적치료법및약물적치료법으로나눌수있으 며, 임상현장의특성에따라여러형태로환자에게적용되고있다. 비약물적인치료에는의료인의단기개입, 인지행동치료, 최면, 침술 등을들수있다. 대부분이러한비약물적치료방법은치료법이표준화 되어있지못하며치료자에따라치료효과에대한차이가있는것이현 실이다. 약물적치료법에는니코틴대체제, 부프로피온, 바레니클린이국내에 서허가를받아시판이되고있다. 이중니코틴대체제및부프로피온 이유전자유형에따라반응율이달라맞춤치료가가능한것으로알려 지고있다. 니코틴대체제및부프로피온의임상가이드라인은 [ 표 5] 와 같다. [ 표 5] 금연치료약물요법의임상가이드라인 약물치료용량치료기간금기사항부작용 부프로피온 일일 150 mg 1회복용 3일투여후일일 150 mg 2회복용 7-12 주, 최대 6개월까지유지 간질, 식이장애 불면, 구갈 니코틴껌 1-24 개비/ 일: 2mg 껌 ( 최대 24 개까지) 25 개비/ 일: 4mg 껌 ( 최대 24 개까지) 12 주까지 구내작열감

26 니코틴패치 21mg/24hr 14mg/24hr 7mg/24hr 15mg/16hr 4주이후 2주이후 2주 8주 피부발진, 불면 3. 선행연구의고찰 유전자분석을통한맞춤금연치료법의비용효과성을평가한선행 연구가있는지살펴보기위해문헌검색을실시하였다. 검색엔진은 Pubmed 를활용하였으며, cost-effectiveness', 'genetic testing', 'smoking' 을검색어를입력하였다. 그결과 13개의문헌이검색되었으 며, 그중제목및초록검토를통해유전자분석을통한맞춤금연치 료법에대한경제성평가연구가아닌것을제외하니최종적으로 2개의 문헌이선행연구로검색되었다. 첫번째로, Welton (2008) 의문헌은영국에서시행된경제성평가연 구였다. 총 4가지의치료법- 니코틴대체제, 부프로피온, 니코틴대체제와 부프로피온의병용요법, 대조군으로서의일반치료-을분석대안으로설 정하였다. 분석대상은유전자분석을시행하는그룹과유전자분석을 시행하지않은그룹으로나뉘게되며, 유전자분석을시행하는그룹은 2 가지의유전자유형에따라 3 가지치료법을배정하였고, 유전자분석을 시행하지않은그룹은유전자유형에관계없이 4가지치료법을배정하였 다. 분석결과가장비용효과적인대안(strategy) 은유전자유형에관계 없이, 니코틴대체제와부프로피온을병용투여한것이었다. 즉, 유전자 분석에의한맞춤치료법이현재의각금연치료법보다비용효과적이라 고할수없다고결론을지었다

27 [ 표 6] Welton (2008) 의비용효과성평가대안(strategies) 분석대안 (strategy) 유전자 검사 A2/A2 유전자형에 대한치료법 A1/A1 or A1/A2 유전자형에대한 치료법 1 No CON CON 2 No NRT NRT 3 No BUP BUP 4 No NRT+BUP NRT+BUP 5 Yes CON NRT 6 Yes CON BUP 7 Yes NRT CON 8 Yes NRT BUP 9 Yes BUP CON 10 Yes BUP NRT CON: 대조군, NRT: 니코틴대체제, BUP: 부프로피온 로, 두번째연구인 Heitjan (20008) 은미국에서시행된경제성평가연구 유전자분석을통해니코틴대체체와부프로피온중치료법을선택 하는맞춤치료법과유전자검사를시행하지않고바레니클린, 부프로피 온, 니코틴대체제를투여하는치료법과비교하였다. 그결과, 기본분석 에서유전자검사를시행하지않고바레니클린과부프로피온을투여하는 두가지치료법이비용효과적인것으로분석되었으며, 민감도분석에서 맞춤금연치료의성공률이높다는가정하에서만맞춤금연치료법이 비용효과적인것으로분석되었다. 이상의두연구는또한다음과같은제한점도가지고있었다. Welton 의연구에서는해당연구에서직접금연의성공및실패에따른

28 성과 (LYs, QALYs) 를분석하지않고금연에대한선행경제성평가연 구값을그대로적용하고있었다. Heitjan의연구에서는 Monte Carlo simulation 을통해각분석대안별비용과성과를분석하였지만, 흡연으 로인해발생하는질병 (long term health consequences) 에대해서는고 려를하지않아금연의성과에대해보수적으로평가하고있었다. 따라 서본연구에서는금연치료에대한비용효과분석연구에있어서표준 모형으로사용되고있는 BENESCO 모형을이용하여분석을실시하고자 한다. 또한두연구에서는서로다른효과자료원을적용하고있으므로, 본연구에서는효과자료원에대해체계적문헌고찰을시행하여가장 적합한효과자료원을적용하고자하며, 국내의역학및비용자료등을 적용하여국내보건의료환경에서의비용효과성을살펴보고자한다

29 III. 연구방법 1. 비교대안의선정 본연구는유전자분석을통한맞춤치료법과유전자유형에관계없 이치료를하는방법과비교하고자한다. 따라서, 유전자분석을통해니 코틴대체제와부프로피온중치료법을선택하는맞춤치료법과유전자 검사를시행하지않고부프로피온, 비교한다. 니코틴대체제는투여하는치료법과 [ 표 7] 비교대안 비교대안 DRD2 유전자검사 치료법 1 시행 A2/A2 - 부프로피온 A1/A1, A1/A2 - 니코틴대체제 2 시행하지않음부프로피온 3 시행하지않음니코틴대체제 2. 분석모형 2.1 대상인구집단 본연구에서는우리나라 18세이상남녀흡연자중금연의지가있 는사람수를추정하여이들가상적인코호트를대상으로 3가지의대안 ( 유전자분석을통한맞춤치료, 부프로피온, 니코틴대체제) 에대한시 뮬레이션을수행하였다. 가상코호트는우리나라통계청에서제공하는

30 인구센서스자료 (2010) 를이용하여성별( 남성/ 여성) 및연령별(18-34세 / 세/ 65 세이상) 인구수를파악하였고, 국민건강영양조사 (2010, 2005) 자료에서흡연율및금연시도율을파악하여 6개그룹으로우리나 라 18 세이상남녀흡연자중금연의지가있는사람수를추정하였다. [ 표 8] 분석대상코호트크기 구분 인구 ( 명) 현재흡연자 비율 금연의지 비율 코호트 크기 ( 명) 18-34세 6,025, % 8.50% 274,475 10,482, % 10.10% 514,122 65세이상 2,197, % 8.87% 52, 세 5,642, % 9.60% 40,550 10,568, % 9.35% 57,003 65세이상 3,227, % 7.31% 10,003 계 38,143, , 모형정의및가정 본연구에서는각비교대안의선택과그에따른성공률을분석하기 위해결정수형모형([ 그림 4]) 을구축하였으며, 또한장기적인성과를평 가하기위해마르코프모형을구축하여금연의지가있는흡연자를대상 으로 3 가지의대안( 유전자분석을통한맞춤치료, 부프로피온, 니코틴 대체제) 에대한효과를시뮬레이션하였다. 흡연상태를흡연및재발여부, 금연기간에따라흡연자, 최근금연 자 (recent quitter), 장기금연자 (long term quitter) 로구분하였다([ 그림 4] 참조). 최근금연자는금연시도한그다음해부터 5년까지금연을성 공적으로유지한경우, 장기금연자는 6년이상금연한경우에각각해

31 당한다. 흡연상태를금연/ 최근금연/ 장기금연등으로구분한것은각 상태에따라흡연관련질병발생의비교위험도및사망비율에차이가있 기때문이다. 한편코호트는흡연관련질병의여부에따라서도다양한건강상태를 가질수있는데, 코호트에게발생할수있는상태변화는 [ 그림 4] 의 C. 와같다. 이는흡연자는물론금연성공자모두에게해당되는가정이다. 금연시작단계인 Baseline 에서대상코호트는사망(death) 인경우를제 외한나머지상태에속하게되는데, 질병이없거나(no current morbidity) 만성폐쇄성폐질환, 허혈성심질환, 뇌졸중, 폐암, 간암, 위 암중의하나인상태에해당되는것으로가정하였다. 서흡연관련동반질병이없는(no current morbidity) 지나면서 6 가지질병중한가지가발생하거나, 금연시작시점에 코호트는주기가 질병이없는상태를유 지하거나, 혹은다른원인(all cause) 으로사망하는과정을겪는다. 반면 Baseline에서 6가지질병중한가지에해당하는코호트는해당질병을 계속보유한상태로있다가그질병이원인이되어사망하거나, 기타다 른원인으로사망하는것으로가정하였다. 질병간상호이동은없는것 으로가정하였다. 종합하면 [ 그림 5] 에제시된바와같이코호트구성원은시뮬레이션 시작첫해에 3 개월간금연보조제를투여받고금연을시도한이후, 매년 말재흡연여부등에따라흡연자와금연자로나뉘고, 다시동반질병발 생과사망여부에따라분류된다. 즉코호트구성원은금연시도를통해서 금연성공여부및그지속기간, 흡연관련질병의이환여부, 사망여 부에따라일년을주기로상태전이가일어나게되는것이다. 따라서 전이를결정짓는것은치료대안의 금연율 및 재발율, 흡연관련질병 에대한 비교위험도 이다

32 [ 그림 4] 분석모형 A. 결정수형모형 - 금연의지가있는흡연자 B. 흡연상태에대한마르코프모형

33 C. 흡연관련질병에대한마르코프모형

34 [ 그림 5] 마르코프모형에서의건강상태전이양상 2.3 분석기간 본연구에서분석기간은평생(Life time) 으로정하였는데이는본연 구의주요성과변수가 삶의질이보정된연장된삶 이므로흡연관련질 병의발생및사망여부를모두확인할수있을정도로충분한기간으로 평생 이적합하기때문이다. 분석기간이평생이므로분석기간중발생한비용과성과에대하여 5% 의할인율을적용하였다

35 3. 효과자료의수집 3.1 자료원선정과정과결과 맞춤치료법및분석대안의효과값을추출하기위해금연치료에 대한약물유전체학(pharmacogenetics) 헌고찰을시행하였다. 한편, 연구문헌을대상으로체계적문 금연에대한평가방법에는약물투여초기부터일정시기까지 지속적으로흡연여부를확인하여산출한 지속금연율 을비교하는것이 환자의금연여부에대한확실한결과값이될것이다. 이과정에서호기 중일산화탄소농도를측정하거나소변내 cotinine 농도를측정하여확 인하게된다. 따라서본연구에서는각약물간에 12주간약물을투여한 후 1 년된시점에서, 치료초기부터의지속금연율을비교하고자한다. [ 표 9] 및 [ 표 10] 과같은문헌검색전략및기준으로자료원을선 정하였다

36 [ 표 9] 문헌검색전략 Step 1 단계 2 단계 3 단계 4 단계 검색절차 검색엔진 PubMed 사용검색필드 : <Title/Abstract> 검색어 : (bupropion) and (gene) and (smoking) (NRT) and (gene) and (smoking) limit : (humans), (English) 1차검색된문헌의제목과초록을검토하여주요선정기준 ( 대상질병, 약물요법의종류, 효과변수값의제시여부) 에적절한문헌을선별하여이에대한원문확보 원문내용을검토하여모든선정기준에적합한지평가하여최종문헌선정 최종선정된문헌을바탕으로분석에사용될효과변수값추출 [ 표 10] 문헌검색기준 평가항목대상환자군임상시험디자인시험약물요법효과변수 선정기준 흡연자중금연에의지가있는자 사람을대상으로한임상시험으로서유전자유형에따라금연치료의효과를평가한약물유전체학연구 부프로피온혹은니코틴대체제 치료를시작한이후 52주째까지호기성 CO 농도측정등의방법으로지속적인금연율이제시된연구 부프로피온효과자료 부프로피온을시험약물로한임상문헌을위의검색전략으로검색한 결과 42 개의문헌이검색되었다. 이중 [ 표 10] 의문헌검색기준에맞지

37 않는문헌을제외하니최종적으로 3 개의문헌이선정되었다. 첫번째 문헌은 Lerman (2003) 의문헌이었으며, 두번째는 David (2007) 의문헌 이었고, 마지막문헌은역시 David의문헌이었으나이는 Lerman (2003) 과 David (2007) 의결과값을 pooling 한연구였다. [ 표 11] 부프로피온효과자료원 bupropion placebo 문헌 Genotype 성공 실패 성공률 성공 실패 성공률 ( 명) ( 명) ( 명) ( 명) David (2007) all genotype % % A1/A1, A1/A % % A2/A % % Lerman (2003) all genotype % % A1/A1, A1/A % % A2/A % % David all genotype % % (2007) * A1/A1, A1/A % % A2/A % % * 위두문헌, David (2007) 과 Lerman (2003) 의 pooling data임 니코틴대체제효과자료 니코틴대체제에대한임상문헌을위의검색전략으로검색한결과 16 개의문헌이검색되었다. 이중 [ 표 10] 의문헌검색기준에맞지않는 문헌을제외하니최종적으로남는문헌이없었다. 이에, 앞서고찰한선 행연구의효과자료원을직접검색 (hand search) 하여본연구의문헌 검색기준에맞는문헌 1 개를검색할수있었다. 이문헌은 Johnstone

38 (2004) 의연구이다. [ 표 12] 니코틴대체제효과자료원 NRT placebo 문헌 Genotype 성공 실패 성공률 성공 실패 성공률 ( 명) ( 명) ( 명) ( 명) Johnstone (2004) all genotype % % A1/A1, % % A1/A2 A2/A % % 3.2 효과의추정결과 맞춤치료법대안의경우 A2/A2 유형은부프로피온을투여받게되 며, 이때의효과값은 David (2007) 의값을인용하였다. A1/A1 혹은 A1/A2 유형은니코틴대체제를투여받게되며이때의효과값은 Johnstone (2004) 의값을인용하였다. 유전자검사를시행하지않은부 프로피온투여대안은 David (2007) 의 all genotype 결과값을인용하였 고, 니코틴대체제투여대안은 Johnstone (2004) 의 all genotype 결과 값을인용하였다

39 비교 대안 DRD2 유전자 검사 치료법 효과자료원 1 시행 A2/A2 - 부프로피온 A1/A1, A1/A2 - 니코틴대체제 David(2007) 의 효과값 Johnstone(2004) 의 A2/A2 A1/A1, A1/A2 효과값 2 시행하지않음부프로피온 3 시행하지않음니코틴대체제 David(2007) 의 all genotype 효과값 Johnstone(2004) 의 all genotype 효과값 [ 표 13] 각비교대안에적용한효과자료원 이러한효과값을모형에적용시에는 David(2007) 의 A2/A2 유전자 유형의치료군과위약군의효과값을기준으로하여각치료군의위약대 비 RR 를산출하여각대안별치료법의효과값을간접산출하였다. [ 표 14] 비교대안의모형적용효과값 비교 대안 치료법 효과자료원 모형적용 효과값 1 A2/A2 - 부프로피온 A1/A1, A1/A2 - 니코틴대체제 치료군: 위약 = 16.3: % 치료군: 위약 = 14.4: % 2 부프로피온치료군: 위약 = 15.3: % 3 니코틴대체제치료군: 위약 = 12.8: %

40 3.3 모형에포함된모수값 가. DRD2 유전자유형분포 우리나라인구의 DRD2 Taq1A 유전자유형분포를조사하기위해 문헌을검색하였다. 총 5 개의국내문헌이검색되었고, 이중특정중독 성질환을가진환자를대상으로한문헌을제외하고, 일반인구를대상 으로시행한연구를포함하니최종적으로 1 개의문헌이선정되었다. 전 유진(2011) 의문헌에서는연구대상의 DRD2 Taq1A 유전자유형이 A1/A1 및 A1/A2 유형이 20 명이고, A2/A2 유형이 10명으로보고하고 있었다. 그러나, 자료원으로적용할수있는문헌이 1개밖에존재하지 않아본연구에적용하기에는불확실성이있는것으로판단되어문헌외 다른자료원을추가적으로검색하였다. 검색결과, "ALFRED(The ALlele FREquency Database)" 라는유전자빈도 (gene frequency) 자료 원을찾을수있었다. 이자료원은미국국가과학재단 (U.S. National Science Foundation) 에의해지원을받으며, 전세계인구에대한대립 유전자빈도자료를제공하고있다. [ 표 15] DRD2 대립유전자빈도 (allele frequency) population sample size(2n) Allele symbol (SampleUID) (Entry date) C * T ** Koreans 254 (SA000030D) (3/2/2005) Koreans 106 (SA003027M) (10/17/2009) Koreans 108 (SA000936S) (11/14/2011) 출처 : ALFRED (The Allele Frequency Database) * C: A2 / ** T: A1-30 -

41 [ 표 15] 와같이세가지인구표본에대한대립유전자빈도가보고 되고있어, 각인구표본의표본수를반영하여가중평균값을산출하였다. 그결과 A2 대립유전자(C) 의빈도는 이고, A1 대립유전자(T) 의빈 도는 으로도출되었다. 이러한대립유전자빈도를바탕으로하디바 인베르크법칙 (Hardy-Weinberg law) 에따라 DRD2 유전자분포를추 정하였다. A2 대립유전자의빈도=p A1 대립유전자의빈도=q (p+q=1) ( 하디바인베르크방적식) A2/A2=p 2, A1/A2=2p*q, A1/A1=q 2 그결과, A2/A2의분포는 35.25%, A1/A2의분포는 48.24%, A1/A1 의분포는 16.51% 로추정되었다. 이에, 본분석에서는맞춤치료를받는 코호트의 DRD2 TaqA의유전자분포가 A1/A1 및 A1/A2와 A2/A2의 비율이 64.75% : 35.25% (13 : 7) 로분포하는것으로적용하였다. 나. 코호트의크기와연도별코호트연령분포의변화 1) 코호트크기 본연구에서가정한코호트는현재우리나라 18세이상의성인남녀 중흡연자이면서금연의지를가지고있는사람들이다. 코호트의크기는 앞서 [ 표 8] 에서제시하였으며, 전체코호트크기는 948,822 명이었다. 2) 연도별코호트연령분포의변화본연구에서는코호트의연령증가에따른연령그룹간의전이등연령분포변화를고려해야한다. 마르코프모형에서도설명한바와같이통상연령대에따라흡연관련질병의발생비율과사망비율에차이를

42 보이기때문에본연구에서는 세/ 세/ 65세이상으로연령을 구분하였다. 그런데모델시작시점이후코호트인구는점차나이가들 게되므로, 해가거듭될수록 18-34세그룹에포함된코호트수는점점감 소하고결국모두 65 세이상으로고령화되며결국사망하게된다. 따라서본분석모형에서는각주기별로특정연령그룹에서다음연 령그룹으로일정부분의인구가전이하도록하였으며, 다음연령그룹으 로전이한경우에는그해당주기부터는전이한연령그룹의발생비율및 사망비율을적용하였다. 예를들어, 처음에 18~34세사이에속해있던코 호트중첫째년도에 34세였던대상자는그다음해에 35세가되어다음 연령군인 35~64 세그룹으로옮겨가는것이다. 이때둘째년도에 35~64세 그룹으로옮겨간대상자에대해서는 율을적용하게되는것이다. 35~64세그룹의발생비율과사망비 다른연령대그룹도마찬가지로이러한과 정을거치게되며, 최종적으로모든코호트인구는결국 65세이상의질 병위험도를경험하게된다. 한편, 각연령그룹에서다음연령그룹으로매년코호트가전이할확 률은동일한일정비율로이동하는것으로가정하였는데, 이때전이확 률은해당연령그룹에속한코호트의연령구성과밀접히관련되어있 다. 예를들어 18~34세그룹에는가장연장자가 34 세인반면, 가장나이 가어린대상은 18 세이다. 따라서 18~34세연령그룹에속한코호트모두 가다음연령대그룹인 35~64세그룹으로넘어가려면가장나이가어린 18세대상자가 35세가되는시점이고이때까지 17 년이소요된다. 이과 정에서 17년동안매년동일한일정비율씩다음연령그룹으로이동한 다고가정할때, 18~34세그룹은매년 1/(34-18)=0.063 의비율씩 35~65 세그룹으로이동하게된다. 마찬가지로 35~64세코호트는 65세이상의 연령대로도매년동일한일정비율씩넘어가는것으로가정하였는데이 비율은 1/(64-35)=0.034 이다. 한편 65세이상의코호트에서는 100세가되면사망하는것으로가정 하였다. 이를위하여 65세이상의코호트에해당하는질병발생비율및

43 사망비율을매년일정하게적용하였다. 다만, 다른원인으로인한사망비 율(all cause mortality) 에있어서는코호트가 86세이상이되었을때에는 65 세이상일때보다더높아지는것으로가정하였다. 코호트가 100세일 때는모델이끝나는기간이므로 all cause mortality를 1로하여사망하 는것으로하였고이에따라 86세이상인경우에는 65세이상의사망비 율과 1 의중간값으로사망비율을추정하였다. 그러므로 65세이상의코 호트중 85세가넘게되면사망비율이달라지므로이경우에한하여 65 세이상의코호트에서 86세이상의코호트그룹으로매년일정비율씩 넘어가는것을고려하였다. 이비율은 1/(85-65)=0.05 이며, 남녀모두 동일하게적용하였다. [ 표 16] 각주기(cycle) 마다다음연령대로전이하는비율 연령구간비율백분율 세구간에서 세구간으로의전이 세구간에서 65 세이상구간으로의전이 * 세구간에서 86 세이상구간으로의전이 1/(34-18)= % 1/(64-35)= % 1/(85-65)=0.05 5% * 65-85세구간에서 86세이상구간으로의전이율은다른원인으로의사망비율(all cause mortality) 경우에만사용됨. 다. 금연유지율 코호트는금연치료제투여에따른금연성공여부이후, 매년마다 금연지속여부에따라흡연자또는금연자로재분류된다. 따라서모형 에서는시작시점이후금연을지속하는코호트그룹을 ' 금연자' 로정의 하고, 금연자에대하여분석주기인매년마다전년도의금연자가지난

44 년간금연을지속한확률을적용함으로써금연지속기간에따라최근금연 자와장기금연자로구분하였다 ([ 그림 4] 참조). 단계별로살펴보면우선 1 단계로는 금연시도자(attempting to quit) 인데, 이는금연치료제투여이후 1 년(1 주기) 동안금연을한코호트로 정의하였다. 금연에성공한코호트는앞서기술한 3개의각비교대안의 효과값을적용하였다. 2 단계는최근금연자(recent quitter) 인데, 금연시도이후 2년-5년까 지금연상태를유지하는코호트로정의하였다. 이기간동안매년금연 을유지하는확률값을구하기위해과거금연을한경험이있는코호트 를대상으로금연기간에대하여추적조사를한연구인 Wetter(2004) 의 연구로부터자료값을얻었으며, 이를다음과같은가정으로계산하였다. [ 표 17] 에서제시하고있는바와같이, 전체 1143명의금연시도자중에서 최소한 1년이상금연기간을가진코호트는 984 명(=79 명 명 명) 이며, 5년을초과하여금연한코호트는 718 명이다. 여기서 1년이 상금연한사람중 5년을초과하여금연한사람의비율은 718/984= 72.97% 이며, 반대로 1년이상금연자중 5년이후에다시흡연을하는 사람의비율은 100%-72.97%= 27.03% 가된다. 본모형에서는금연을 시작한 1년이후부터 5년째까지매년일정비율로재흡연을하게되는 확률값을적용해야하므로 (-Ln(100%-27.03%))/5= 6.3% 가된다. 즉, 1 년째금연한사람중에서매년 6.3% 씩재흡연을하게되면 5년후에는 1년이상금연한사람의 27.03% 가재흡연을한결과를가져온다. 위와 같은과정으로금연시도 1년이후부터 5년까지의기간동안매년마다 재흡연을하게되는비율은전년도금연자의 6.3% 이며, 같은기간동안 금연을유지하는비율은 마다이를적용하였다. 93.7%(=100% - 6.3%) 로추정하였으며, 매주기

45 [ 표 17] 금연기간에따른금연자들의분포 금연기간 ~ 12주 4 개월 -1 년 1-2년 2-5년 5 년초과 계 금연자수( 명) 출처 : Wetter, 2004 본모형에서금연자의마지막단계로구분한 3단계는 6년이상금연 한코호트( 장기흡연자) 이다. 이들의금연유지율을추정하기위해금연자 들의금연유지기간을장기간관찰한선행연구인 Krall(2002) 의연구에 서확률값을얻었다. 이연구는전향적코호트연구이며 35년간대상코 호트를관찰하였는데, 매 3 년마다코호트의흡연여부를조사하였다. 그 결과, 금연이후 6년-10년사이금연자중재흡연을한비율은매년 2% 였 으며, 11년이후로는금연자중매년 1% 가다시재흡연을하는결과를 나타내었다. 그러므로본연구모형에서는 6년이상금연한장기금연자 에서 6-10년까지는전년도의금연자중 98%(= 100% - 2%) 가매년금 연을유지하는것으로하였고, 11년째부터는전년도금연자의 99%(= 100% - 1%) 가금연을유지하는것으로가정하였으며, 다적용하였다. 이는매주기마

46 [ 표 18] 금연기간에따른금연유지율 구분 금연기간에따른 모델적용범주 재흡연율 (% ) 금연유지율 (% ) 참고 문헌 1 단계 ( 금연시도자) 금연시도이후 1년 1 - 각대안의효과값 각대안의효과값 - 2 단계 ( 최근금연자) 금연시도이후 ~5 년 2년 6.3% 93.7% Wetter 단계 금연시도이후 6년 ~10 년 2% 98% Krall 2002 ( 장기금연자) 금연시도이후 이상 11년 1% 99% Krall 2002 라. 흡연관련질병별전이확률: 유병비율, 발생비율및사망비율 본연구에서는흡연관련 6개질병에대한각각의발생비율이나사망 비율이흡연상태( 흡연자, 최근금연자, 장기금연자), 코호트의연령에 따라차이가있을수있다고가정하고관련자료를수집하여모델에적 용하였다. 흡연과관련한질병위험도는비흡연자를기준으로과거흡연자와 현재흡연자의상대적인위험도를나타내었는데, 다음과같은가정을전제로하였다. 모델의적용과정에서 - 흡연을지속하는경우, 혹은금연을했지만 baseline이후 1년이내 에다시흡연을하는 금연시도자 인경우는현재흡연자의위험도를 적용하였다. - 금연을시작한 baseline부터금연한기간이 2년이상 5 년이하인 ' 최근금연자' 의경우에는과거흡연자의질병위험도를적용하였다

47 - 6 년이상금연한 ' 장기금연자' 의경우에는비흡연자의질병위험도 를적용하였다. - 흡연은장기적노출에의해서그폐해가발생하므로 35세미만의 인구에대해서는흡연으로인한동반질병이발생하지않는것으로간 주하였다. 1) 유병비율 본연구에서유병비율을고려하는것은시작단계인 연관련질병을보유하고있는코호트수를산출하기위함이다. baseline에서흡 본분석 모형에서는국민건강영양조사를이용하여 6개질병별로흡연상태및성 별 연령별로유병비율을산출하였다. 유병비율산출과정에서 18-34세 구간에서는담배로인한질병발생이일어나지않는것으로간주하고질 병유병자가없는것으로가정하였다. [ 표 20] 에서는 baseline에서질병을보유하고있는코호트수를제시 하고있다. baseline에서코호트는모두가흡연자이기때문에흡연자의 유병비율을 [ 표 8] 에서나타낸각연령에해당하는코호트인구수와곱 하여산출하였다. [ 표 21] 에서제시한 질병이있는코호트총수 는 [ 표 20] 의질병별로 나타낸코호트수를모두합한결과이며각연령별로구분하여적용하였 다. 그결과전체코호트중본모델의 baseline시점에 6가지질병에해 당하는질병보유자수는모두 호트는모두 885,901 명이었다. 62,921 명이며, 그나머지인질병이없는코

48 [ 표 19] 흡연상태및성별 연령별질병유병비율 질병 만성폐쇄성 폐질환 코호트구분 허혈성심질환 현재흡연자의 유병비율 과거흡연자의 유병비율 비흡연자의 유병비율 전체인구의 유병비율 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.68% 1.86% 1.35% 0.17% 1.40% 65세이상 7.08% 5.11% 0.66% 4.96% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.36% 6.99% 5.06% 0.57% 1.08% 65세이상 15.55% 11.25% 1.26% 2.37% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.13% 1.90% 1.17% 0.73% 1.45% 65세이상 7.32% 5.85% 4.88% 6.10% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.06% 4.83% 2.11% 1.51% 1.72% 65세이상 9.91% 8.16% 5.83% 6.12% 뇌졸중 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.05% 2.14% 1.31% 0.82% 1.63% 65세이상 9.18% 7.34% 6.12% 7.65% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.03% 3.48% 1.52% 1.09% 1.24% 65세이상 9.93% 8.18% 5.84% 6.13% 폐암 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.06% 0.16% 0.06% 0.01% 0.10% 65세이상 0.95% 0.37% 0.04% 0.48% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.00% 0.50% 0.19% 0.04% 0.07% 65세이상 1.68% 0.64% 0.13% 0.23% 간암 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.00% 0.21% 0.17% 0.12% 0.18% 65세이상 0.35% 0.29% 0.19% 0.29% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.00% 0.03% 0.03% 0.02% 0.02% 65세이상 0.13% 0.11% 0.07% 0.08% 위암 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.03% 0.55% 0.39% 0.32% 0.46%

49 65세이상 3.32% 2.35% 1.95% 2.55% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.02% 0.24% 0.24% 0.19% 0.19% 65세이상 1.15% 1.15% 0.88% 0.91% [ 표 20] Baseline에서질병을보유하는코호트크기 질병 코호트구분 흡연자의 유병비율 baseline 에서의 코호트 ( 명) 유병자수 ( 명) 만성폐쇄성 폐질환 허혈성심질환 18-34세 0.00% 274, % 514, 세이상 7.08% 52, 세 0.00% 40, % 57, 세이상 15.55% 10, 계 18, 세 0.00% 274, % 514, 세이상 7.32% 52, 세 0.00% 40, % 57, 세이상 9.91% 10, 계 17,366 뇌졸중 18-34세 0.00% 274, % 514, 세이상 9.18% 52, 세 0.00% 40, % 57, 세이상 9.93% 10, 계 18,791 폐암 18-34세 0.00% 274, % 514, 세이상 0.95% 52,

50 18-34세 0.00% 40, % 57, 세이상 1.68% 10, 계 1,780 간암 18-34세 0.00% 274, % 514, 세이상 0.35% 52, 세 0.00% 40, % 57, 세이상 0.13% 10, 계 1,287 위암 18-34세 0.00% 274, % 514, 세이상 3.32% 52, 세 0.00% 40, % 57, 세이상 1.15% 10, 계 4,839 [ 표 21] 질병유무에따른코호트크기 구분 전체코호트 ( 명) 질병이있는 코호트( 명) 질병이없는 코호트( 명) 18-34세 274, , , ,057 65세이상 52, , 세 40, ,550 57, ,836 65세이상 10, ,167 계 948,822 62, ,

51 2) 발생비율질병이없는상태에서질병이발생하는것은질병상태로의전이이므로질병발생비율은중요한전이확률이된다. 본연구에서사용한 6가지질병별발생비율은질병관리본부의만성질병통계연보를이용하여흡연상태와연령대별로세분하였다. 6 개질병의발생비율은실제모형내에서는매주기(cycle) 마다변하 게되는데, 그이유는시간이지날수록코호트군이나이가들게됨으로 써전이된연령대의발생비율이적용되기때문이다. 한편, 유병비율과마찬가지로 18-34세사이의연령대에서는흡연관 련질병이발생하지않는것으로가정하였으며, 모형에서 현재흡연자의 발생비율 은 흡연자 (smoker) 에게적용하였고 과거흡연자의발생비율 은 최근금연자(recent quitter), 비흡연자의발생비율 은장기금연자 (long-term quitter) 인경우에적용하였다. [ 표 22] 질병의흡연상태에따른발생비율 질병코호트구분현재흡연자의발생비율 과거흡연자의 발생비율 비흡연자의 발생비율 전체인구의 발생비율 만성 폐질환 폐쇄성 세 % 1.01% 0.73% 0.09% 0.76% 허혈성심질 환 65세이상 5.64% 4.08% 0.52% 3.95% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.09% 2.04% 1.47% 0.17% 0.31% 65세이상 12.60% 9.12% 1.02% 1.92% 세 % 0.59% 0.36% 0.23% 0.45% 65+ 세 1.85% 1.48% 1.23% 1.54% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.01% 0.47% 0.21% 0.15% 0.17% 65+ 세 1.81% 1.49% 1.07% 1.12% 뇌졸중 세 %

52 0.41% 0.25% 0.16% 0.31% 65세이상 2.38% 1.90% 1.59% 1.98% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.01% 0.56% 0.25% 0.18% 0.20% 65세이상 2.59% 2.13% 1.52% 1.60% 폐암 세 % 0.08% 0.03% 0.00% 0.05% 65세이상 0.92% 0.36% 0.04% 0.46% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.00% 0.10% 0.04% 0.01% 0.01% 65세이상 0.81% 0.31% 0.06% 0.11% 간암 세 % 0.09% 0.08% 0.05% 0.08% 65세이상 0.27% 0.22% 0.15% 0.22% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.00% 0.03% 0.03% 0.02% 0.02% 65세이상 0.13% 0.11% 0.07% 0.08% 위암 세 % 0.11% 0.08% 0.07% 0.09% 65세이상 0.58% 0.41% 0.34% 0.45% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.01% 0.05% 0.05% 0.04% 0.04% 65세이상 0.21% 0.21% 0.16% 0.17% 3) 사망비율 사망은마르코프모형의마지막단계로서코호트에서빠져나가는정 도를추정하는것이다. 본연구에서는각질병별로질병으로인한사망 비율을흡연상태및연령군별로산출하였다. 즉각질병으로인한사망 자수( 통계청, 사망원인통계연보) 를해당질병의유병자수로나누어서산 출하였다. 매주기마다질병이발생한코호트군에서사망할확률은 [ 표 23] 와같다. 만성폐쇄성폐질환을제외한나머지질병의사망비율은흡연여부

53 에관계없이모두동일한데, 암의경우에는생존기간이짧아서흡연이 영향을끼치는정도가낮을것으로예상되고또한암에걸린이후흡연 이생존율에미치는영향에대한자료가없었기때문에보수적인접근 방법으로모두동일하다고가정하였다. 허혈성심질환과뇌중풍의경우 에도흡연의치명률에대한자료가없었기때문에동일하게적용하였다. 으며, 그러나만성폐쇄성폐질환의경우에는평균생존기간이 10년이넘 흡연이만성폐쇄성폐질환의사망비율에끼치는영향에대한선 행연구가있었으므로이를적용하였다. 선행연구인 Chest 의연구(Chest 등, 2004) 에서만성폐쇄성폐질환진단후평균 3.54년추적관찰하였는 데, 금연한경우에비해흡연을계속한경우 mortality risk가 2.83이었 다. 그러므로만성폐쇄성폐질환의사망비율중흡연자의사망비율은 과거흡연자와비흡연자의사망비율보다 2.83배더높은것으로적용하 였다. 한편, 18-34세구간에서는질병발생이없다고가정하였기때문에 이로인한사망비율도 0 으로하였다. [ 표 23] 질병발생이후의사망비율 질병 코호트 현재흡연자의 사망비율 과거흡연자의 사망비율 비흡연자의 사망비율 전체인구의 사망비율 만성 폐질환 폐쇄성 허혈성심질환 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.01% 0.53% 0.19% 0.19% 0.19% 65세이상 7.00% 2.47% 2.47% 2.47% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.04% 0.95% 0.34% 0.34% 0.34% 65세이상 14.71% 5.20% 5.20% 5.20% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 1.08% 1.78% 1.78% 1.78% 1.78% 65세이상 4.33% 4.33% 4.33% 4.33% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 2.77% 1.91% 1.91% 1.91% 1.91% 65세이상 6.39% 6.39% 6.39% 6.39%

54 뇌졸중 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 3.46% 2.56% 2.56% 2.56% 2.56% 65세이상 8.43% 8.43% 8.43% 8.43% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 3.73% 1.72% 1.72% 1.72% 1.72% 65세이상 8.98% 8.98% 8.98% 8.98% 폐암 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.50% 30.73% 30.73% 30.73% 30.73% 65세이상 89.04% 89.04% 89.04% 89.04% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.00% 13.61% 13.61% 13.61% 13.61% 65세이상 46.18% 46.18% 46.18% 46.18% 간암 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.00% 27.93% 27.93% 27.93% 27.93% 65세이상 65.17% 65.17% 65.17% 65.17% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 0.00% 55.84% 55.84% 55.84% 55.84% 65세이상 82.06% 82.06% 82.06% 82.06% 위암 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 4.07% 6.07% 6.07% 6.07% 6.07% 65세이상 10.29% 10.29% 10.29% 10.29% 18-34세 0.00% 0.00% 0.00% 14.00% 6.33% 6.33% 6.33% 6.33% 65세이상 10.55% 10.55% 10.55% 10.55%

55 4. 비용자료의수집 4.1 분석에포함된비용항목 본연구모형에서가정한코호트대상자모두 3개월간금연치료제 를투여받으며, 이러한과정에서발생하는직접의료비와직접비의료 비를우선적으로포함시켰다. 각대안들에대해서의약품분류기준에따 라전문의약품인경우와일반의약품인경우로나누어비용항목을다르 게설정하였다. 부프로피온은전문의약품에해당하므로이경우에는약제비( 약품비 및처방조제료) 와모니터링비용( 의사진찰료및검사비) 이직접의료비 로써모든흡연자들에게공통적으로투입되었으며, 직접비의료비로서는 의료기관을방문하기위한환자및보호자의교통비용을포함하였다. 반면, 니코틴대체제의경우일반의약품에해당되므로현실적상황 을고려하였을때진료를통해서라기보다는자가투여의경우가더많을 것으로예상하였다. 따라서이경우는의료기관을방문하지않고약국방 문만을한다고가정하여약품비만직접의료비로포함시켰으며직접비 의료비는발생하지않는것으로하였다. 맞춤치료법의경우부프로피온과니코틴대체제투여시의비용과 함께유전자검사비용이추가되었다. 이외에, 앞서질병역학부분에서언급한흡연으로인해발생하는질 병 6 가지( 만성폐쇄성폐질환, 허혈성심질환, 뇌중풍, 폐암, 간암, 위암) 를 선정하여이에따르는의료비용을고려하였다. 시포함시킨항목은 [ 표 24] 와같다. 본연구에서비용추계

56 [ 표 24] 비용항목 비용구분 비용항목 각약제선택시포함되는비용항목 맞춤치료 BUP NRT 유전자검사비포함불포함불포함 약제비 약품비 포함 포함 조제료 불포함 불포함 직접의료비 모니터링비 ( 진료비, 검사료 ) 동반질병의료비 ( 만성폐쇄성폐질환, 허혈성심질환, 뇌중풍, 폐암, 간암, 위암 ) 선택약제에따라포함및불포함 포함 포함 불포함 포함 직접비의료비환자교통비포함불포함 본연구에서비용을산출함에있어서근거자료원으로서가장최 근에발간된다음의통계자료를사용하였다: 건강보험요양급여비용 (2012), 건강보험통계연보(2010), 국민건강영양조사(2005). 모든비용은 2012 년화폐단위를기준으로하였다. 따라서 2010년도자료인건강보험 요양급여비용과국민건강영양조사로부터얻어진비용값들은소비자물가 지수( 통계청, 2012년 5 월) 에근거한연간물가상승률을반영하여 2012년 도화폐가치로환산하였다. 4.2 직접의료비용 가. 유전자검사비 국내에서는유전자검사를통해맞춤금연치료를하는것이상용화

57 되어있지않다. 따라서민간유전자분석기관에서 DRD2 유전자검사 시행시검사비를조사하였다. 두개기관의검사비가조사가능하였는 데, 한기관은 33,000 원~44,000 원이소요되었고, 다른기관은 56,000원이 소요되었다. 즉, 조사결과최소 33,000원에서최고 56,000원이소요되는 것으로파악되었다. 따라서본분석에서는중간값인 44,500원을유전자 검사비로적용하였다. 나. 약제비 1) 약품비 부프로피온서방정 150mg과니코틴대체제의 1일투약비용을단위 비용으로하여해당약제의투여기간동안의투여량을곱하여비교대안 간의총약품비를각각산출하였다. 니코틴대체제의경우에는패치제를비롯하여껌및트로키와같은 여러제형이존재하지만, 본분석에서인용한효과자료원은패취제에 대한자료이므로비용역시패치제의비용만을고려하였다. 실제니코틴 대체제중에서는니코틴패치제가가장많이판매되고있어이러한분석 방법은결과에큰영향을미치지않을것으로판단된다. 니코틴대체제 는흡연량이 20 개피이하/ 일인경우와 20 개피초과/ 일인경우 1일투 여량이달랐다. 이에따라소모되는약품비또한다르므로본연구에서 는 1일 20개피초과의흡연자와 20개피미만의흡연자의비율을 50:50 으로가정하여최종니코틴대체제약품비를산출하였다. 비용자료원은부프로피온서방정 150mg의경우건강보험심사평가 원의 2011 년도연간주성분별가중평균가정보를근거로하였다. 그러나 니코틴대체제는일반의약품이므로표준판매가에대한정보가없었다. 이에대한대안으로, 개별약국 5곳을무작위로선정하여의약품의가격 을조사하였고그중간값을적용하였다. 12주간각대안별로의약품비산출결과 bupropion은 126,846 원, 그리 고니코틴대체제는 141,000 원인것으로나타났다

58 [ 표 25] 1일흡연량에따른각대안들의용법용량및약품비용 흡연량 비교대안약제 투여기간 1일총투여량 투약횟수 단위비용 총약품비용 해당사항없음 부프로피온 복용시작 첫 6일간 복용시작 일 부터 7일째 12주 150mg 300mg 150 mg qd 150 mg bid 원 / 150mg 126,846 원 까지 니코틴대체제 ( 패치) 하루 20개피이하 저용량 중용량 4주 8주 1 패치 / 일 1 패치 / 일 고용량 패치 x 1 회/ 일 1패치 x 1 회/ 일 10,500원 /7패치 12,000원 /7패치 13,500원 /7패치 141,000 하루 20개피초과 저용량 중용량 고용량 4주 4주 4주 1 패치 / 일 1 패치 / 일 1 패치 / 일 1패치 x 1 회/ 일 1패치 x 1 회/ 일 1패치 x 1 회/ 일 10,500원 /7패치 12,000원 /7패치 13,500원 /7패치 원 2) 처방조제료 흡연자가 bupropion을처방받는경우처방전에따른약국에서의 처방조제료를추정하기위하여건강보험요양급여기준(2012) 자료를근거

59 로처방조제료각항목별단위비용을적용하였다. 여기간인 이들환자가전체투 12주중에서첫 4주간은 1주단위로이후 8주간은 2주단위로 내원하여내원시마다약제를처방받는다고가정하였기때문에 1회처방 이 7 일분(1 주) 인경우와 14 일(2 주) 분인경우를기간에따라나누어적용 하였다. 이에따라 12주동안의개별환자의처방조제료는다음과같이 산출되었다. [ 표 26] 의약품처방조제료 처방조제료 방문당비용( 원) 빈도 12주간처방조제료총액 ( 원) 약국관리료 430 8회 3,430 조제기본료 1,120 8회 8,980 복약지도료 730 8회 5,810 처방전조제료(7 일분) 2,640 4회 10,570 처방전조제료(14 일분) 4,360 4회 17,430 의약품관리료 470 8회 3,720 환자 1인당처방조제료합계 ,940 다. 모니터링비용 모니터링비용은흡연자가금연을위하여정기적으로내원할때이 루어지는모니터링과정에서발생하는비용으로서진찰을위한의사진료 비와관련검사비로크게구분할수있다. 모니터링은첫한달(4 주간) 은 1 주간격으로, 이후 2 달(8 주간) 은 2주간격으로시행되는것으로가정하 였다

60 1) 의사진료비 의료기관초진료와재진료에대한진료비는건강보험요양급여비용 (2012) 에따른의원을기준으로산출하였다. 진방문시의사진료비는 시의의사진료비로서기대비용은 그결과금연을위하여초 14,278원이며이후모니터링을위한재진방문 10,206 원이었다. 2) 검사료 금연치료과정에서모니터링을위한방문시점에서이루어지는통상 적인검사항목으로는호기일산화탄소검사가있다. 개개환자가모니터 링방문을하는시점에서해당검사가이루어지는빈도는첫방문으로부 터 4주간은매주 1 번씩측정하지만, 이후 8주간은 2주간격으로 1번씩 측정하는것으로가정하였다. 일산화탄소검사비용은비급여항목이기때 문에서울시병원을대상으로비급여비용을조사하였다. 그결과 3,000 원~8,000 원정도로조사되었고, 그중간값이 5,500 원을적용하였다. 라. 동반질병의료비 본분석에적용한흡연관련질병 6가지에대해의료비를추정하였 다. 자료원은건강보험통계연보(2010) 의질병분류별다빈도상병급여 현황자료를통해산정하였다. 만성폐쇄성폐질환의경우만성질병이기 때문에연간일정한비용이발생하는것으로가정하였지만그외질환은 발생당해년도와그이후에발생하는비용에차이가있으므로, 첫해년 도와그이후년도에비용을달리적용하였다. 건강보험통계연보(2010) 에서발생이후기간에따른비용을직접제시하고있지않았으므로해당 질병에서의 1인당발생한연간평균입원비용을산출하여발생당해년도 의비용으로가정하였고, 가정에따라이들질병의재발(recurrent) 이후년도에발생하는비용은본연구모델의 가능성도모두반영하여야하 므로입원과외래를모두포함한 1인당연간평균비용을산출하여이를 적용하였다

61 [ 표 27] 동반질병별단위비용 동반질병만성폐쇄성폐질환허혈성심질환뇌졸중위암간암 상병기호 (ICD-10) J40~J44 I20~I25 I60~I69 C16 C22 구분 총진료비(2010 년기준) 연간 진료실 인원( 인) 연간총 진료비( 천원) 2010 년 단위비용 ( 원/ 인년) 2012 년 단위비용 ( 원/ 인년) 입원 43,326 81,572,203 - 외래 2,757, ,160,852 - 계 2,778, ,733, , ,411 입원 122, ,803,355 4,069,957 4,322,294 외래 657, ,422, , ,414 계 685, ,225,802 1,302,264 1,383,005 입원 174,675 1,117,043,273 6,394,981 6,791,470 외래 760, ,196, , ,386 계 839,742 1,606,239,540 1,912,777 2,031,370 입원 44, ,560,924 6,246,153 6,633,415 외래 130, ,133,737 1,089,072 1,156,595 계 135, ,694,661 3,101,396 3,293,683 입원 32, ,253,748 7,924,465 8,415,781 외래 49, ,597,259 2,321,898 2,465,855 계 53, ,851,007 6,985,040 7,418,112 폐암 C33-34 입원 32, ,094,428 8,607,556 9,141,224 외래 48, ,628,963 2,953,963 3,137,108 출처: 건강보험통계연보, 2010 계 54, ,723,391 7,766,974 8,248, 환자및가족비용 질병관리에직접투입되는보건의료자원의사용분을제외한비의료

62 적비용으로정의되는직접비의료비에는교통비용과간병비용등이해 당된다. 그러나본연구에서는흡연자의외래방문을대상으로하기때 문에간병비용은고려하지않았으며, 해당분석기간동안의료기관을 방문하는환자자신의외래교통비만을비용범주에포함시켰다. 금연치료제투여기간인 흡연자의교통비는 12주동안의료기관방문시마다발생되는 2005년국민건강영양조사결과에근거하여외래이용 자당평균편도교통비는 8,607 원이었다. 이는 2005년자료이므로물가상 승률을반영하여 2012 년교통비를산출하였다. 2005년대비 2010년은 13.9% 상승하였고, 2010년평균대비 2012년 5월은 6.2% 상승하여 2005년대비 2012년 5월은총 21.0% 가상승한것으로계산되었다. 따라 서 2012년기준으로편도교통비는 10,411 원을적용하였다. 4.4 비용계 이상의내용을종합하여흡연으로인한동반질병의의료비용을제외 한각대안의의료비용 ( 유전자검사비, 약제비, 교통비) 을정리하면 [ 표 28] 과같다. [ 표 28] 비교대안간총비용 ( 동반질병의료비제외) 대안비용범주세부비용항목비용( 원) 부프로피 온 12주간약제비약품비및처방조제료 176, 주간모니터링비 진찰료 ( 초진료및재진료) 85,721 12주간모니터링비검사료 44,000 12주간환자교통비왕복교통비 166,

63 비용( 계) 473,086 니코틴대체제맞춤치료 12주간약제비약품비 141,000 비용( 계) 141,000 유전자검사검사료 44,500 A2/A2 : 부프로피온대안비용추가 A1/A1, A1/A2 : 니코틴대체제대안비용추가

64 5. 효용가중치자료의수집 본연구의모형에들어간흡연관련질병 6가지의효용가중치추출하 기위해문헌을검색하였다. 2005년국민건강영양조사에서질병별효용 가중치를보고하고있으나암에대해서는세부질환에대해보고하고있 지않았다. 반면, Bae (2009) 의 varenicline의비용효과성을연구한문헌 에서는본연구와동일하게흡연관련질병을 6가지로설정하여분석하고 있었고, 이질환들의효용가중치를체계적문헌고찰을통해추출하였기 에이값을본연구에적용하는것이적합하다고판단하였다. 동반질병이없는상태의흡연자및장기금연자효용가중치는 Bae (2009) 에서 Fiscella (1996) 의문헌을인용하여보고하고있었으며, 따라 서본연구에서도이자료를인용하여본모형에적용하였다. 현재흡연 자는문헌의흡연자의값을사용하였고, 기본효용가중치가동일하다고보수적으로가정하였다. 단기금연자와장기금연자의 [ 표 29] 흡연여부및연령군별효용가중치 코호트현재흡연자장기금연자 18-34세 세이상 세 세이상 출처 : Bae,

65 [ 표 30] 6가지질병의효용가중치 질병 효용가중치 만성폐쇄성폐질환 0.75 허혈성심질환 0.72 뇌졸중 0.62 폐암 0.56 간암 0.45 위암 0.74 출처 : Bae,

66 IV. 연구결과 1. 효과의추정결과 본연구에서는대안별로 삶의질이보정된생존연수(QALY) 를산 출하여총효과를비교하였으며, QALY 결과를분석하였다. 이외에도대안간생존연수비교 가. 대안간건강상태별누적 QALYs(cumulative QALYs) 각대안별로건강상태별질보정생존년수(QALY) 의총합을나 타냈는데, 이는매년( 주기) 마다누적하여모형년수에따라추계한결 과이다. 본연구의분석기간인평생(lifetime) 에서코호트전체에대한 누적 QALYs 합계는맞춤치료에서 10,073,915 QALYs 이었고, 부프로 피온은 10,052,757 QALYs, 니코틴대체제는 10,062,570 QALYs로맞춤 치료가 3개의대안중가장큰값을나타냈다 [ 표 31] 대안간건강상태별누적 QALYs A. 맞춤치료 Model year Lifetime COPD 42, , , ,374 1,101,632 Lung Cancer 1,847 4,688 9,080 14,663 17,698 CHD 29,320 79, , , ,712 Stroke 25,266 65, , , ,352 Liver Cancer 1,203 2,966 5,521 8,749 10,462 Stomach Cancer 7,296 18,152 35,616 65,315 89,128 Sub-total with Disease 107, , ,918 1,403,146 2,125,984 Disease Free 691,771 2,977,953 4,939,715 6,919,841 7,947,

67 Total 799,071 3,281,870 5,617,632 8,322,987 10,073,915 B. 부프로피온 Model year Lifetime COPD 42, , , ,530 1,112,193 Lung Cancer 1,850 4,704 9,121 14,724 17,751 CHD 29,340 80, , , ,946 Stroke 25,281 65, , , ,615 Liver Cancer 1,204 2,971 5,541 8,785 10,497 Stomach Cancer 7,300 18,180 35,717 65,538 89,351 Sub-total with Disease 107, , ,844 1,412,284 2,140,354 Disease Free 690,575 2,972,623 4,928,744 6,896,995 7,912,403 Total 797,949 3,277,113 5,609,588 8,309,278 10,052,757 C. 니코틴대체제 Model year Lifetime COPD 42, , , ,674 1,107,295 Lung Cancer 1,848 4,697 9,102 14,696 17,727 CHD 29,331 80, , , ,910 Stroke 25,274 65, , , ,029 Liver Cancer 1,204 2,969 5,532 8,768 10,481 Stomach Cancer 7,298 18,167 35,670 65,434 89,248 Sub-total with Disease 107, , ,487 1,408,045 2,133,689 Disease Free 691,129 2,975,095 4,933,832 6,907,591 7,928,881 Total 798,469 3,279,319 5,613,319 8,315,637 10,062,

68 나. 대안간건강상태별누적생존연수(culmulative Years of Life) 다음은각대안에따라건강상태별로효용가중치가포함되지않 은누적생존연수의총합을나타내었는데, 이는매년( 주기) 마다각건 강상태별로생존자수를누적하여모델년수에따라추계한결과이다. 본연구의분석기간인평생(lifetime) 에서코호트전체에대한누적생존 연수합계는맞춤치료에서 12,301,470 년이었고, 부프로피온은 12,291,475 년, 니코틴대체제는 12,296,111년으로맞춤치료가 3개의대안 중누적생존연수총합이가장컸다. [ 표 32] 대안간건강상태별누적생존연수 (culmulative Years of Life) A. 맞춤치료 Model year Lifetime COPD 56, , , ,832 1,468,843 Lung Cancer 3,298 8,372 16,214 26,184 31,604 CHD 40, , , , ,545 Stroke 40, , , , ,471 Liver Cancer 2,674 6,591 12,269 19,441 23,248 Stomach Cancer 9,860 24,530 48,130 88, ,443 Sub-total with Disease 153, , ,103 1,979,236 2,989,154 Disease Free 1,584,726 3,533,786 5,844,720 8,148,722 9,312,316 Total 1,738,523 3,966,943 6,805,823 10,127,958 12,301,470 B. 부프로피온 Model year Lifetime COPD 56, , , ,039 1,482,924 Lung Cancer 3,303 8,399 16,287 26,293 31,698 CHD 40, , , , ,

69 Stroke 40, , , , ,508 Liver Cancer 2,676 6,602 12,314 19,522 23,326 Stomach Cancer 9,865 24,568 48,266 88, ,745 Sub-total with Disease 153, , ,201 1,991,870 3,008,850 Disease Free 1,584,609 3,532,821 5,839,885 8,132,497 9,282,625 Total 1,738,512 3,966,796 6,805,086 10,124,367 12,291,475 C. 니코틴대체제 Model year Lifetime COPD 56, , , ,233 1,476,393 Lung Cancer 3,301 8,387 16,253 26,242 31,655 CHD 40, , , , ,208 Stroke 40, , , , ,563 Liver Cancer 2,675 6,597 12,293 19,485 23,290 Stomach Cancer 9,862 24,551 48,203 88, ,605 Sub-total with Disease 153, , ,300 1,986,011 2,999,715 Disease Free 1,584,663 3,533,268 5,842,127 8,140,022 9,296,396 Total 1,738,517 3,966,864 6,805,428 10,126,033 12,296, 비용의추정결과 총비용은각대안별로해당분석기간동안발생한동반질병비용과 금연치료제투여시소요된비용및유전자검사비를통합하여제시하 였다. [ 표 33] 은각치료대안별로코호트전체에대한비용을누적하여 추계한결과인데, 동안소요된총누적비용이된다. 질병비용과금연약물치료비등을합하면해당기간 반질병으로인하여평생동안소비한의료비용은 맞춤치료를받은코호트의경우동 3,779,372,259천원이며

70 baseline에서이들은검사비및약제비로 287,074,632 천원을소요하였다. 따라서이들코호트가평생(life time) 에걸쳐지출한총비용은 4,066,446,891 천원이었다. 즉, 맞춤치료의경우에는약 4조 1 천억원, 부프로피온의경우에 는약 4조 3 천억원이소요되었다. 니코틴대체제는총비용이약 3조 9 천억원이었다. [ 표 33] 총누적비용추계결과 ( 단위: 천원) A. 맞춤치료 Model year Lifetime COPD 6,406,720 20,001,527 48,384, ,814, ,582,868 Lung Cancer 28,527,946 72,319, ,925, ,163, ,302,013 CHD 77,109, ,259, ,338, ,327,877 1,188,002,321 Stroke 111,869, ,639, ,179,301 1,089,163,323 1,527,109,089 Liver Cancer Stomach Cancer 20,891,221 51,413,560 95,564, ,424, ,149,412 37,420,950 92,993, ,653, ,820, ,226,546 Sub-total 282,225, ,627,350 1,468,046,343 2,708,714,512 3,779,372,259 Smoking Cessation Strategy 287,074,632 Total 563,261,276 1,014,791,983 1,755,120,975 2,995,789,144 4,066,446,891 B. 부프로피온 Model year Lifetime COPD 6,411,413 20,038,305 48,640, ,744, ,643,410 Lung 28,572,669 72,557, ,558, ,104, ,112,

71 Cancer CHD 77,232, ,852, ,162, ,248,092 1,193,003,054 Stroke 112,029, ,393, ,475,246 1,093,761,069 1,532,002,886 Liver Cancer 20,908,240 51,505,058 95,916, ,052, ,754,471 Stomach Cancer 37,453,404 93,175, ,226, ,974, ,331,838 Sub-total 282,608, ,521,800 1,473,979,283 2,720,885,663 3,793,385,038 Smoking Cessation Strategy 460,164,289 Total 742,772,374 1,189,686,088 1,934,143,571 3,181,049,952 4,253,549,326 C. 니코틴대체제 Model year Lifetime COPD 6,409,236 20,021,247 48,521, ,313, ,439,124 Lung Cancer 28,551,926 72,447, ,264, ,668, ,736,856 CHD 77,175, ,577, ,316, ,429,862 1,190,683,670 Stroke 111,955, ,043, ,410,367 1,091,628,594 1,529,733,100 Liver Cancer 20,900,346 51,462,620 95,753, ,761, ,473,843 Stomach Cancer 37,438,352 93,090, ,961, ,439, ,819,194 Sub-total 282,430, ,643,138 1,471,227,533 2,715,240,576 3,786,885,787 Smoking Cessation 160,540,630 Strategy Total 442,971, ,183,768 1,631,768,163 2,875,781,206 3,947,426,

72 3. 비용-효과분석결과 유전자분석을통한맞춤치료와유전자유형에관계없이부프로피 온투여, 니코틴대체제투여의총 3 가지대안에대하여평생(lifetime) 을 분석기간으로하여사회적관점에서비용효과분석결과를도출하였다. [ 표 34] 는 3 가지대안에대하여평생(lifetime) 을분석기간으로하 여비용- 효과분석을한결과이다. 분석결과부프로피온과비교하여니코틴대체제는비용은적게소요 되면서효용은더높은것으로분석되어부프로피온이상대적열위인것 으로분석되었다. 또한, 부프로피온은맞춤치료와비교시에도역시맞 춤치료의비용이적게소요되면서효용은더높아맞춤치료대안이상 대적우위인것으로나타났다. 한편, 니코틴대체제와맞춤치료대안을비교시, 맞춤치료의점증 적비용효과비(ICER) 는 10,491,231 원/QALY 로분석이되었다. 즉, 맞춤 치료대안은비용효과적인것으로판단할수있다. [ 표 34] 기본비용효과분석 ( 비용/ QALY) 결과 대안 총비용 ( 백만원) 총효과 QALY ( 천) 비용증가분 ( 백만원) QALYs 증가분 Increment al cost/ QALY ( 원/ QALY) 부프로피온 4,253,549 10, 니코틴대체제 3,947,426 10, ,123 9,813 dominant 맞춤치료 4,066,446 10, ,020 11,345 10,491,

73 4. 민감도분석결과 가. 기간에따른민감도분석 모형의가정에대한불확실성을고려하여모형 5 년, 10 년, 20년에 서의비용- 효용분석을하였다. 그결과분석기간과관계없이부프로피 온은맞춤치료에비하여상대열위를보여제외되었으며, 니코틴대체제 대비맞춤치료의점증적비용효과비는분석기간 5년에는 49,215,987원 /QALY, 10년에는 28,599,411 원/QALY, 20년에는 16,326,985 원/QALY 이었다. 따라서분석기간이짧을수록맞춤치료의점증적비용효과비는높 아지는경향을보였다. [ 표 35] 분석기간에따른민감도분석 분석기간 대안 총비용 ( 백만원) 총효과 QALY ( 천) 비용증가분 ( 백만원) QALYs 증가분 Incr cost/ QALY ( 원/ QALY) 부프로피온 1,189,686 3, 년 니코틴대체제 889,184 3, ,502 2,206 dominant 맞춤치료 1,014,702 3, ,518 2,550 49,215,987 부프로피온 1,934,144 5, 년 니코틴대체제 1,631,768 5, ,375 3,731 dominant 맞춤치료 1,755,121 5, ,306 4,313 28,599,411 부프로피온 3,181,050 8, 년 니코틴대체제 2,875,781 8, ,269 6,358 dominant 맞춤치료 2,995,789 8, ,952 7,350 16,326,

74 나. 유전자검사비에대한민감도분석 유전자분석에의한맞춤치료에있어서는유전자검사비가비용효 과성을결정짓는데중요한요소로작용할수있다. 본연구에서는 DRD2 유전자검사가의료기관에서상용화되어있지않은관계로, 민간유전자 분석기관의유전자검사비용을조사하여적용하였으므로불확실성이 있을수있다. 유전자검사비를 44,500원으로적용한기본분석에서는맞춤치료 대안이비용효과적인것으로분석되었으므로, 유전자검사비를상향조 정시그결과가어떻게도출되는지를살펴보았다. 왜냐하면, 유전자검 사비가상용화된다면유전자단일검사비만의료비용에포함되는것이 아니라영국의사례처럼금연상담등을포함한패키쥐형태로검사가 이루어져비용이높아질수있기때문이다. 유전자검사비의민감도분 석범위를정하기위해서울대학교병원의유전자정보검사에대한비급 여의료비용을참조하였는데조사결과최소 82,000원에서최대 300,000 원으로분포하고있었다. 따라서본민감도분석에서는유전자검사비를 상향조정하여 82,000원인경우와 300,000원인경우분석결과를도출하 였다. 그결과유전자검사비가높아질수록니코틴대체제대비맞춤치료 의점증적비용효과비는높아지며, 검사비가 300,000원일때점증적비용 효과비가 3천만원을넘은것으로보아유전자검사비는 300,000원보다는 낮아야맞춤치료가비용효과적인것으로볼수있겠다. [ 표 36] 유전자검사비에대한민감도분석 대안 총비용 ( 백만원) 총효과 QALY ( 천) 비용증가분 ( 백만원) QALYs 증가분 Incr cost/ QALY ( 원/ QALY)

75 유전자검사비: 82,000원 부프로피온 4,253,549 10, 니코틴대체제 3,947,426 10, ,123 9,813 dominant 맞춤치료 4,102,028 10, ,601 11,345 13,627,553 유전자검사비: 300,000원 부프로피온 4,253,549 10,053 - 니코틴대체제 3,947,426 10, ,123 9,813 dominant 맞춤치료 4,308,871 10, ,444 11,345 31,860,039 다. DRD2 유전자유형분포에대한민감도분석 DRD2 유전자유형분포는맞춤치료의성과및비용의결과에영 향을미칠수있다. 기본분석에서는유전자빈도를조사하여, 그분포를 추정하여적용하였으며, 이에불확실성이존재할수있으므로, 이에대해 민감도분석을시행하였다. 기본분석에서는 A1/A1 및 A1/A2와 A2/A2 의비율이 13:7로 A1/A1 및 A1/A2가약 2배정도많은것으로적용되 었다. 민감도분석에서는만약이비율이동일한경우및비율이반대 로 1:2 인경우를설정하여결과를도출하였다. 그결과두경우모두비 용효과적인것으로분석이되었으며, A2/A2 질수록점증적비용효과비가높아질것으로추론되었다. 유전자유형의비율이높아

76 [ 표 37] DRD2 유전자유형분포에대한민감도분석 대안 총비용 ( 백만원) 총효과 QALY ( 천) 비용증가분 ( 백만원) QALYs 증가분 ( 천) Incr cost/ QALY ( 원/ QALY) A1/A1, A1/A2 : A2/A2 = 1 : 1 부프로피온 4,253,549 10, 니코틴대체제 3,947,426 10, , dominant 맞춤치료 4,113,087 10, , ,357,407 A1/A1, A1/A2 : A2/A2 = 1 : 2 부프로피온 4,253,549 10,053 - 니코틴대체제 3,947,426 10, , dominant 맞춤치료 4,165,785 10, , ,176,

77 V. 고찰및결론 1. 연구결과에대한고찰 본연구는유전자분석을통해 DRD2 Taq1A 유형에따라부프로피 온및니코틴대체제를선택하여투여하는맞춤금연치료법이유전자 유형에관계없이투여하는치료법과비교하여비용효과적인지를확인하 기위해수행되었다. 이와같은주제로영국과미국에서선행된두편의연구문헌을고 찰하였으며, 선행연구의비용효과분석에있어서제한점을보완하여 우리나라환경을바탕으로비용효과성을분석하였다. 효과자료는체계 적문헌고찰을통해자료원을선정하여내적타당성을확보하고자하였 고, 비용은우리나라의통계자료및직접조사를통하여비용자료를 적용하였다. 경제성평가모형의경우, 금연치료제에대한경제성평가시 표준모형으로이용되는 BENESCO 모형(Mahmoudi, 2012) 을이용하여 금연치료제의금연성공률뿐만아니라, 흡연으로인한동반발생질병 도함께고려하여금연치료의성과를타당성있게평가하고자하였다. 분석결과, 기본분석에서유전자유형에관계없이부프로피온을투 여하는대안은맞춤치료법및니코틴대체제와비교하여비용은많이 소요되나효과는낮아상대적열위인것으로분석이되었다. 법과니코틴대체제를비교시, 맞춤치료 맞춤치료법의점증적비용효과비 (ICER) 가 10,491,231 원/QALY로분석이되어 ICER 값은비용효과적으 로고려할수있는범위내의값으로도출이되었다. 또한, 분석결과에큰영향을미칠수있는모형의분석기간및유 전자검사비, 유전자유형분포에대해민감도분석을시행하였다. 모형 의분석기간에대한민감도분석결과 ICER의임계치를우리나라국민 1인당 1GDP (2011 년기준 $21,529) 로설정하였을때 (WHO, 2003), 분

78 석기간이 5 년인경우는맞춤치료법과니코틴대체제를비교시, ICER 값이그임계치를상회하는것으로분석되었다. 이는분석기간이짧을수 록금연치료제의성과를보수적으로평가를하게되므로, 성과의증가 분대비비용증가분이커지게분석이되는것으로판단되었다. 선행연 구(Welton, 2008; Heitjan 2008) 에서단기간의분석기간으로금연치료제 의성공률만을효과지표로반영을하였고, 따라서맞춤치료법이비용 효과적이지않은것으로분석된것과관련이있는것으로보인다. 유전 자검사비에대한민감도분석결과, 유전자검사비가 300,000원일때점 증적비용효과비가 3 천만원을넘는것으로분석되었으며, 즉, 유전자검 사비가 300,000원보다는낮아야맞춤치료가비용효과적인대안이될 수있을것으로추론되었다. 유전자유형분포의경우, 기본분석에서는 대립유전자빈도를조사하여유전자유형분포비율을추정하여적용하 였다. 이는문헌검색을통해조사한전유진(2011) 의분포비율과큰차 이가없었다. 이변수값에대한불확실성을확인하기위해민감도분석 을시행하였고, 그결과 A2/A2 유전자비율이높을수록 ICER는높아질 것으로추정이되었다. 즉, 기본분석에서는금연맞춤치료를기존의다른치료법과비교 시, ICER 값이비용효과적인범위내의값으로분석이되었으며, 민감도 분석결과모형의분석기간과유전자검사비, 유전자유형분포가비용 효과성결과에영향을미칠수있음을확인하였다. 2. 연구의제한점및제언 우리나라의보건의료환경을바탕으로, 유전자분석을통한맞춤치 료법이기존의치료법과비교하여비용효과적일지사회적관점으로분 석을하였다. 다만, 경제성평가를위한모형을구축하여분석을하는과 정에서적용된가정및자료의부족으로인해다음과같은제한점이있

79 을수있다. 우선, 유전자유형에따른금연치료제의효과및모든유전자유형 에대한금연치료제의효과를추정하기위해사용한효과자료원의경 우, 체계적문헌고찰을통해니코틴대체제는 1 개의문헌이선정되었고, 부프로피온은 2 개의문헌이선정되었다. 효과추정의불확실성이존재할수있다. 또한, DRD2 따라서자료의부족으로인해 유전자에대한유전자검사의경우검사의민감도및 특이도에대한자료를구할수없어본연구에서는이에대한것을반영 하지못했다. 따라서, 유전자검사의민감도및특이도에대한정보도함 께고려가된다면더타당성높은결과를도출할수있었을것이다. 유전자검사비의경우본연구의비용효과성을결정짓는중요한변 수가될수있는데, 아직우리나라에서는금연치료를위한유전자검사 가시행되지않는관계로, 이러한검사가금연치료를위해도입될시 본분석에서적용한값과다를수있다. 반대로, 맞춤금연치료가기존 의치료법과비교하여비용효과적이기위해서는유전자검사비가얼마 로책정되어야하는지는분석결과를통해역으로추정하는것도가능하 겠다. 본연구결과, 유전자유형에따라개인별로맞춘금연치료는기존 의치료법보다효과를향상시키고, 또한총소요비용을감소시켜, ICER 값이비용효과적인범위내로도출된것을확인하였다. 그러나 한편으로는, 맞춤금연치료가기존의치료법과비교하여점증적효과의 차이가크지않다는점, 유전자검사비및유전자유형의분포에따라 비용효과분석결과가달라질수있다는점등을고려하였을때, 본연 구의분석결과만으로는맞춤금연치료가비용효과적인대안이라고단 언할수는없을것이다. 또한, 이러한경제성평가외에, 유전자검사비 용에대한지출의기회비용의크기, 맞춤금연치료도입의재정에대한 영향등도함께고려하여야맞춤금연치료가비용효과적이고또한효 율적인대안인지판단할수있을것이다

80 또한, 보건의료계에서는유전자검사가비윤리적으로상용화되어무분별하게시행되는것에대해부정적인시각이존재하는것도사실이다. 따라서이러한맞춤금연치료가과연효과적이고, 또한경제적가치가있는지를객관적으로판단하기위해앞으로도더많은연구및근거가뒷받침되어야할것으로보이며, 이러한맞춤치료가시행될때에는개인의유전자정보를분석하는것에대해보다공정하고윤리적인기준이확립되어야할것으로사료된다

81 참고문헌 건강보험심사평가원, 2011 의약품주성분별가중평균가, 건강보험심사평가원, 건강보험요양급여비용, 국민건강보험공단, 2010 건강보험통계연보 김대현, 질병으로서의흡연, 대한가정의학회지 2009; 30: 보건복지부, 국민건강영양조사, 보건복지부, 국민건강영양조사, 질병관리본부, 2005 년만성질병통계자료, 통계청, 2010 년사망원인통계연보, 박재갑, 담배제조및매매금지 : 문제점과대책. 국립암센터, 이영식, 유전자다형성과기질특성에따른부프로피온서방정의초기금연효과, ALFRED(The Allele Frequency Database), d.med.yale.edu/alfred/index.asp Bae Y, Evaluation of cost-utility of varenicline compared with

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