서론
인구의 고령화, 기대여명의 증가, 의료기술의 발전, 생활습관의 변화 등으로 만성질환이 급증하고 있으며 만성질환으로 인한 의료비 증가는 심각한 수준이다[1]. 국민건강보험공단 자료에 의하면 만성질환 전체 진료비는 2013년 18조 4,732억 원에서 2017년 25조 7,761억 원으로 연평균 8.7% 증가하였으며, 이는 전체 진료비의 36.5%를 차지 하였다[2]. 만성질환은 우리나라 국민의 사망원인에도 영향을 미쳤다. 우리나라의 2017년 주요 사망원인통계 자료를 살펴보면 만성질 환이 원인인 경우가 상위 10위 중 여섯 가지로 나타났다[3]. 이는 우리 나라의 질병구조가 만성질환으로 변해가고 있음을 보여준다. 이러한 변화로 발생되는 개인과 국가의 부담을 통제하기 위해 만성질환 발병 자체를 예방하는 것에 관심이 집중되고 있으며, 만성질환의 발생원 인 중 생활습관의 기여도가 약 60%에 이른다는 점을 근거로 생활습관의 중요성이 강조되고 있다[4].
우리나라에서는 국민의 건강증진을 위해 국민건강증진법 제2조 1 항에 보건교육, 질병예방, 영양개선, 건강관리 및 건강생활의 실천 등을 통하여 국민의 건강을 증진시키는 것을 국민건강증진사업으로 정하고 있다[5]. 보건복지부에서는 ‘건강수명 연장과 건강형평성 제고’ 라는 목표를 이루기 위해 국민건강증진종합계획 2020 (HP2020)을 수립하였으며, 사업분야 중 하나를 건강생활 실천으로 정하고 금연, 절주, 신체활동, 영양을 세부항목으로 포함하고 있다[6]. 또한 세계보건기구(World Health Organization, WHO)에서는 2013년 “Global action plan for the prevention and control of noncommunicable diseases 2013–2020”을 발간하여 만성질환 예방을 위한 ‘글로벌 타깃’으로 음주, 불충분한 신체활동, 나트륨 섭취, 흡연과 같은 건강위험행 태에 대한 대책을 강조하며, 국가별로 이에 대한 대책 마련을 정책의 최우선 순위에 둘 것을 요구하고 있다[7].
우리나라는 1995년 보건소법이 지역보건법으로 전면 개정되면서 지역 특성에 맞는 지방자치단체의 보건사업계획 수립이 의무화되었다[8]. 건강생활 실천을 유도하기 위한 제도를 기초자치단체 지역별로 계획하여 시행하기 때문에 같은 지역 거주자라면 동일한 제도적 환경에 노출되게 된다. 건강생활 실천을 유도할 수 있는 적절하고 효 율적인 환경 조성, 제도 시행을 위해서는 지역별 건강생활 실천에 미치는 요인의 연구가 필요함에도 그동안 건강생활 실천 연구는 개인단 위의 인구학적, 사회경제적 특성과 관련한 연구가 대다수였으며 지역단위의 환경적, 제도적 특성과 관련된 연구가 미흡하다.
이에 이번 연구에서는 시 · 군 · 구 기초자치단체를 대상으로 지역 별로 금연, 절주, 걷기, 저염식이와 같은 건강생활 실천에 영향을 미치 는 요인을 분석하고자 한다. 이러한 영향요인을 분석하는 이론적 모형으로 앤더슨 모형(Anderson model)을 채택하였으며, 분석방법으로 다중회귀분석과 베타회귀분석을 하였다.
방법
1. 연구설계 및 변수선정
1) 종속변수
종속변수는 229개 시 · 군 · 구 지역별로 19세 이상 인구 중 금연, 절주, 걷기, 저염식이를 실천하는 각각의 인구 비율과 금연, 절주, 걷기, 저염식이를 모두 실천하는 인구의 비율이다. 건강생활 실천 여부 판 단을 위한 세부항목인 금연, 절주, 걷기, 저염식이 실천은 국민건강증 진종합계획 2020의 건강생활 실천이라는 사업분야에 포함된 항목과 우리나라 국민의 건강 결정요인을 분석한 보고서에서 선정한 우리나라 국민의 건강을 해치는 위험요인에 공통적으로 포함된 항목으로 선정되었다[6,9]. 금연은 평생 흡연해본 적이 없거나 과거 흡연하였더라도 현재 금연하고 있는 것을 기준으로 정하였다. 절주는 평생 술을 마신 적이 없거나 술을 마셨더라도 최근 1년 동안 주 1회 이하로 남자는 한 번의 술자리에서 7잔 미만(또는 맥주 5캔 정도), 여자는 5잔 미만 (또는 맥주 3캔 정도)을 마시는 것을 기준으로 정하였다. 걷기는 최근 1주일 동안 1일 30분 이상 걷기를 주 5일 이상 하는 것을 기준으로 정 하였다. 저염식이는 평상시 음식을 먹을 때 약간 싱겁게 먹거나 아주 싱겁게 먹는 습관, 차려진 음식을 먹을 때 소금이나 간장을 거의 넣지 않거나 전혀 넣지 않는 습관 및 전, 부침, 튀김을 먹을 때 간장을 찍어 먹지 않는 세 가지 저염식이 습관 중 두 가지 이상 실천하는 것을 기준 으로 정하였다. 금연, 절주, 걷기, 저염식이 실천의 정의는 지역사회 건강조사와 지역사회 건강수준 평가를 위해 작성된 기존 보고서에서 제시한 정의 중 선택하여 사용하였다[10,11].
2) 설명변수
건강생활 실천율에 영향을 미치는 요인은 개인유래 지역지표 (derived variable)와 지역 자체의 집합적 특성을 드러내는 지역내재 지역지표(integral variable)를 포함하였으며, 앤더슨 모델을 적용하여 행동에 미치는 요인을 소인요인, 가능요인, 필요요인으로 구분하 였다[12-14]. 소인요인은 건강생활을 실천할 필요성이 발생하기 전에 대상자가 보유하고 있는 특성으로 선정된 변수는 성비, 노인인구 비율, 유배우자 비율, 기초수급자 비율이다. 가능요인은 건강생활 실 천환경과 관련된 지역적 특성으로 선정된 변수는 지역의 재정자주도, 주점업체 수, 담배소매업체 수, 패스트푸드업체 수, 공공체육시설 수, 공원면적, 의료기관 병상 수, 보건소 인력 수, 건강도시사업 참여 여부 이다. 필요요인은 신체적 건강과 관련된 건강생활 실천필요를 불러 일으키는 특성으로 선정된 변수는 높은 스트레스 인지자 비율, 본인 체형을 비만이라고 인지한 사람의 비율이다(Figure 1).
Figure 1. Study model.
2. 연구자료 및 대상
지역사회건강조사, 국가통계포털시스템(www.kosis.kr), 정보공개 시스템(www.open.go.kr), 중앙행정기관 및 건강도시협의회 홈페이지(www.khcp.kr)를 통해 수집된 자료를 사용하였다(Table 1). 이번 연구의 분석단위는 지역수준이다. 2016년 지역사회건강조사에 참여한 228,452명 중 건강생활 실천의 항목인 금연, 절주, 걷기, 저염식이 실천 여부를 판단하기 위한 설문에 모름 혹은 무응답으로 답하여 실천 여부를 판단할 수 없는 52명을 제외한 228,400명을 응답자의 거주지 기준 229개 시 · 군 · 구로 나누어 연구대상을 설정하였다.
Table 1. Data sources
KOSIS, Korean Statistical Information Service.
* Men’s population ratio for female 100. †Per 1,000 people. ‡Per 100,000 people. § Per 10,000 people.
3. 분석방법
시 · 군 · 구 229개의 지역 간 건강생활 실천율의 변이를 파악하기 위해 최소값과 최대값의 비인 극단비 값(extremal quotient, EQ)1), 표준 편차와 평균의 비인 변이계수(coefficient of variation, CV)2) 값을 산출하였다. 건강생활 실천율과 관련 있는 요인들을 파악하기 위해 다중선형회귀분석과 베타회귀분석을 실시하였다. 베타회귀분석은 Ferrari와 Cribari-Neto [15]에 의해 0과 1 사이의 연속형 반응변수에 대한 모형을 추정할 때 사용할 수 있는 회귀모형으로 제안되었다. 반응변수가 베타분포를 따른다는 가정에 근거하며 베타회귀분석은 모형 추정 시 선형회귀분석에 비해 유연하게 분포를 가정할 수 있다 [16,17]. 이번 연구의 종속변수인 건강생활 실천율의 분포는 오른쪽으로 꼬리가 긴 형태의 치우친 베타분포를 보이는 것으로 확인되어 다중선형회귀분석과 함께 베타회귀분석을 적용하여 분석을 시행하였다. SAS 프로그램 ver. 9.4 (SAS Institute Inc., Cary, NC, USA)의 GLIMMIX procedure를 사용하였으며 유의수준은 0.05에서 양측 검정하였다. 지역별 건강생활 실천율, 금연 실천율, 절주 실천율, 걷기 실천율, 저염식이 실천율은 RStudio 프로그램(RStudio, Boston, MA, USA)을 사용하여 지도로 표현하였다.
결과
1. 기술통계 분석
지역별 건강생활, 금연, 절주, 걷기, 저염식이 실천율의 상위 5개, 하위 5개 지역은 Table 2와 같았다. 지역별 건강생활 실천율은 강원도 철원군이 29.09%로 가장 높은 수치로 나타났으며 강원도 정선군이 4.22%로 가장 낮은 수치로 나타났다. 지역별 금연 실천율은 전라남도 고흥군이 88.65%로 가장 높은 수치로 나타났으며 인천 남동구가 74.72%로 가장 낮은 수치로 나타났다. 지역별 절주 실천율은 전라북도 순창군이 95.19%로 가장 높은 수치가 나타났으며 충청북도 음성 군이 81.32%로 가장 낮은 수치로 나타났다. 지역별 신체활동 실천율은 서울 동대문구가 66.81%로 가장 높은 수치로 나타났으며 강원도 정선군이 15.05%로 가장 낮은 수치로 나타났다. 지역별 저염식이 실 천율은 전라남도 강진군이 가장 높은 76.58%로 가장 높은 수치로 나타났으며 경상북도 안동시가 24.22%로 가장 낮은 수치로 나타났다.
Table 2. Statistics of top 5 and bottom 5 counties of dependent variables
Values are preserted as county proportion (%).
독립변수 중 인구 천 명 기준 주점업체 수(평균, 2.85; EQ, 133.4; CV, 1.35), 담배소매업체 수(평균, 0.06; EQ, 89.23; CV, 0.89), 인구 십만 명 기준 공공체육시설 수(평균, 9.16; EQ, 555.11; CV, 1.57), 일인당 공원 면적 수(평균, 20.86; CV, 1.01), 인구 만 명 기준 보건소 인력 수(평균, 9.54; EQ, 74.94; CV, 1.01)의 지역 간 변이가 비교적 큰 특징을 보였다.
건강생활 실천율의 지역별 평균은 13.5%로 나타났다. 지역 간 변이 가 매우 크며(EQ, 6.9; CV, 0.33), 오른쪽으로 꼬리가 긴(right-side skewed) 분포를 보이고 있다. 즉 건강생활 실천율이 낮은 쪽에 많은 지역들이 쏠려있는 양상이다(Figure 2).
Figure 2. Distribution of healthy living practice.
금연과 절주의 실천율은 평균 81.72%와 87.90%로 나타나 높은 편이며 변이도 적은 특징을 보이고 있다. 반면, 걷기 실천율은 평균 8.22%로 비교적 낮은 편이나 지역 간 변이가 큰 특징을 보였다(EQ, 4.44; CV, 0.29). 저염식이는 평균 43.03%이었으며 지역 간 변이가 비 교적 큰 특징을 보였다(EQ, 3.16; CV, 0.22). 걷기와 저염식이 모두 실 천율이 다소 낮은 쪽으로 쏠려있는 양상을 띠고 있다. 건강생활 실천율의 지역 간 분포가 대체로 정상분포가 아닌 경향을 보임에 따라 베타회귀분석이 다중회귀분석에 비해 더 유용한 분석방법으로 판단된다(Table 3).
Table 3. General characteristics of study area (N=229)
Values are presented as mean±standard deviation or number (%), unless otherwise stated.
EQ, extremal quotient; CV, coefficient of variation.
* Men’s population ratio for female 100. †Per 1,000 people. ‡Per 100,000 people. § Per 10,000 people.
지역별 건강생활 실천율, 금연 실천율, 절주 실천율, 걷기 실천율, 저염식이 실천율을 각각 지도로 나타낸 결과는 Figure 3과 같았다. 색이 진할수록 각 항목의 실천율이 높음을 의미한다.
Figure 3. Distributioin of healthy living practice. (A) Healthy living practice. (B) Non-smoking. (C) Moderate drinking. (D) Walking. (E) Low-salt diet.
2. 건강생활 실천율의 영향요인 분석결과
건강생활 실천율과 설명변수의 다중선형회귀분석, 베타회귀분석 결과는 Table 4와 같았다. 다중선형회귀분석 결과이다. 건강생활 실 천율은 성비가 높은 지역(estimate [Est]=-0.002, p<0.001)일수록, 유배우자 비율이 높은 지역(Est=-0.002, p=0.003)일수록 본인 체형을 비만이라고 인지한 사람의 비율이 높은 지역(Est=-0.003, p=0.002) 일수록 낮아졌다. 금연 실천율은 성비가 높은 지역(Est=-0.002, p<0.001) 일수록, 본인이 비만이라고 인지하는 사람의 수가 많은 지역 (Est=-0.002, p<0.001)일수록 낮았으며 유배우자 비율이 높은 지역 (Est=0.001, p=0.001)일수록, 재정자주도가 높은 지역(Est=0.001, r=0.026)일수록 높았다. 절주 실천율은 성비가 높은 지역(Est=-0.001, p<0.001)일수록, 기초수급자 비율이 높은 지역(Est=-0.003, p=0.002) 일수록, 재정자주도가 높은 지역(Est=-0.001, p=0.040)일수록, 본인이 비만이라고 인지하는 사람의 수가 많은 지역(Est=-0.002 p<0.001)일수록 낮았으며 노인인구 비율이 높은 지역(Est=0.001, p=0.001)일수록 높았다. 걷기 실천율은 노인인구 비율이 높은 지역(Est=-0.005, p<0.001)일수록, 유배우자 비율이 높은 지역(Est=-0.006, p=0.001)일 수록, 본인을 비만이라고 인지하는 비율이 높은 지역(Est=-0.007, p<0.001)일수록 낮았으며 스트레스를 많이 받는 사람의 비율이 높은 지역(Est=0.004, p=0.043)일수록 높았다. 저염식이 실천율은 성비가 높은 지역(Est=-0.004, p=0.001)일수록 낮았으며 노인인구 비율이 높은 지역(Est=0.004, p=0.001)일수록 높았다.
Table 4. Linear regression and beta regression between healthy living practice and variables
*p<0.05. **p<0.01. †Men’s population ratio for female 100. ‡Per 1,000 people. §Per 100,000 people. ∥Per 10,000 people.
베타회귀분석 결과이다. 건강생활 실천율은 성비가 높은 지역 (Est=-0.017, p<0.001)일수록, 유배우자 비율이 높은 지역(Est=-0.022, p=0.001)일수록, 담배소매업체 수가 많은 지역(Est=-0.950, p=0.049) 일수록, 본인 체형을 비만이라고 인지한 사람의 비율이 높은 지역 (Est=-0.019, p=0.004)일수록 낮아졌으며 건강도시사업에 참여하는 지역(Est=0.097, p=0.044)이 참여하지 않는 지역에 비해 높았다. 금연 실천율은 성비가 높은 지역(Est=-0.012, p<0.001)일수록, 재정자주도가 높은 지역(Est=-0.002, p=0.018)일수록, 본인이 비만이라고 인지하 는 사람의 수가 많은 지역(Est=-0.015, p<0.001)일수록 낮았으며 유배우자 비율이 높은 지역(Est=0.009, p<0.001)일수록 높았다. 절주 실천율은 성비가 높은 지역(Est=-0.012, p<0.001)일수록, 기초수급자 비율이 높은 지역(Est=-0.031, p=0.002)일수록, 재정자주도가 높은 지역 (Est=-0.003, p=0.033)일수록 본인이 비만이라고 인지하는 사람의 수가 많은 지역(Est=-0.021, p<0.001)일수록 낮았으며 노인인구 비율이 높은 지역(Est=0.008, p=0.001)일수록 높았다. 걷기 실천율은 성비가 높은 지역(Est=-0.010, p<0.046)일수록, 노인인구 비율이 높은 지역 (Est=-0.019, p<0.001)일수록, 유배우자 비율이 높은 지역(Est=-0.024, p=0.002)일수록, 본인을 비만이라고 인지하는 사람의 비율이 높은 지 역(Est=-0.031, p<0.001)일수록 낮았으며 노인인구 비율이 높은 지역 (Est=0.008, p=0.001)일수록 높았다. 저염식이 실천율은 성비가 높은 지역(Est=-0.016, p=0.001)일수록 낮았으며 노인인구 비율이 높은 지역(Est=0.015, p=0.001)일수록 높았다.
건강생활 실천율과 성비, 인구 천 명 기준 담배 소매업체 수, 걷기 실천율과 건강도시사업 참여 여부가 다중선형회귀분석에서는 유의한 수치를 보이지 않았으나 베타회귀분석에서는 유의한 것으로 나타났다. 또한 다중선형회귀분석에서는 재정자주도가 높을수록 건강생활 실천율은 높아졌으나 베타회귀분석에서는 재정자주도가 높을수록 금연 실천율은 낮아지는 차이점을 관찰할 수 있었다.
고찰
이번 연구에서는 우리나라 시 · 군 · 구 지역별 건강생활 실천율에 영향을 미치는 요인에 대해 분석하였다. 지역 간 건강생활 실천율과 관련된 특성을 보기 위해 수행한 선형회귀분석과 베타회귀분석 결과 공통적으로 소인요인 중 유배우자 비율은 높은 지역일수록 건강생활 실천율, 걷기 실천율은 유의하게 낮아지며 금연 실천율은 유의하게 높아지는 결과를 보였다. 금연 실천율은 기존 논문에서 대체로 미혼 자들이 기혼자들에 비해 건강에 긍정적인 행위를 덜 했으며 건강에 해가 되는 행위는 더 하는 편이라는 분석결과 같은 맥락을 보였으나 [18], 건강생활 실천율과 걷기 실천율은 상반 결과를 보였다.
가능요인 중에서는 선형회귀분석과 베타회귀분석에서 동일하게 재정자주도가 높은 지역일수록 절주 실천율이 유의하게 낮아지는 결과를 관찰할 수 있었다. 재정자주도는 지방자치단체의 재정 건전성을 나타낸다. 재정자주도가 높은 지역은 지역주민이 건강생활을 유도할 보건사업이나 운동시설 등 인프라가 잘 구축되어 있을 가능성이 높기 때문에 건강생활 실천율이 높아진다는 기존 연구와는 상반되는 결과이다[19]. 하지만 재정자주도가 높으면 건강생활을 유도할 인프라가 잘 구축되어 있을 것이라는 추측은 명확한 인과관계가 밝혀지지 않았으므로 재정자주도와 별도로 건강생활 실천을 위한 인프라가 잘 구축되어 있는지는 확인이 필요하다. 베타회귀분석에서는 담배 소매 점업 수가 적은 지역일수록, 건강도시사업에 참여하는 지역일수록 건강생활 실천율이 높아지는 것을 관찰할 수 있었다. 이러한 결과는 지역사회의 환경과 제도가 건강생활 실천에 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있다. 이번 연구에서는 담배 소매점업 수 외에는 지역사회 환경과 관련된 변수들과 건강생활 실천율 간에는 유의한 결과가 관찰되 지 않았지만 기존 연구에서는 주류 판매업소도 지역사회 음주율에 영향을 미치는 것으로 나타났다[12]. 이러한 점을 근거로 WHO에서는 지역사회 절주사업에는 이들 주류판매업소 수를 제한시키려는 노력이 포함되어야 함을 강조하기도 하였다[20]. 베타회귀분석 결과 건강 도시사업에 참여하는 지역일수록 건강생활 실천율이 참여하지 않는 지역에 비해 높은 것으로 나타났다. 건강도시사업 관련 변수는 지역 간 차이가 질적 수준에서 존재함에도 그 차이를 연구에 반영하지 못하였다. 건강도시에 대한 평가의 필요성이 지속적으로 강조되었음에도 불구하고 체계적인 평가가 이루어지지 못하고 있는 실정으로 건강 도시의 발전을 위해서는 질적 수준 평가가 필요할 것이다[21].
필요요인에서는 선형회귀분석과 베타회귀분석 모두 본인 체형을 비만이라고 인식하는 사람의 비율이 높은 지역일수록 건강생활 실천율, 금연 실천율, 절주 실천율, 걷기 실천율이 유의하게 낮아지는 결과를 보였다.
건강생활 실천율과 성비, 담배 소매업체 수, 걷기 실천율과 건강도시사업 참여 여부가 다중선형회귀분석에서는 유의하지 않았으나 베타회귀분석에서는 유의한 것으로 나타났다. 반응변수가 베타분포임을 가정한 베타분석과 반응변수가 정규분포임을 가정한 다중선형회 귀분석의 결과는 다르게 나타날 수밖에 없다고 보인다. 따라서 정규 분포를 벗어나는 건강행태를 분석할 때에는 반응변수가 베타분포를 가정한 베타회귀분석을 적용해야 한다는 결론을 얻을 수 있다.
이번 연구에는 다음과 같은 제한점을 포함하고 있다. 첫째, 지역을 분석단위로 수행한 연구의 결과는 개인단위의 분석결과와 다른 결과가 나타날 수 있는 생태학적 오류의 위험성이 있으므로 연구결과를 해석할 때 주의를 기울여야 한다[22]. 둘째, 2016년 지역사회건강조사 단년도 자료를 사용하여 종속변수와 설명변수 간의 선후관계 및 영향을 확인할 수 없으며 자료만으로는 종속변수와 설명변수의 인과 관계를 증명할 수 없다. 따라서 후속연구에서는 다년도 자료를 사용하여 시간의 흐름에 따른 변화와 인과관계를 살펴보는 시도가 이루어져야 할 것이다. 셋째, 지역내재 지역지표 자료를 수집하는 과정에서 시 · 군 · 구 기준으로 정리된 자료를 수집하기 어려워 충분한 지역지 표를 포함하지 못하였다. 특히 보건정책과 관련된 지표의 경우 지역 보건법에 의해 각 지자체가 자체적으로 사업을 계획, 수행 및 평가하기 때문에 각각 지자체에서 이루어지는 사업을 통합적으로 정리한 자료를 수집할 수 없었다. 지역사회 단위의 연구발전을 위해서는 동일 한 기준의 자료수집 및 정리가 수행되어야 할 것이다. 넷째, 이번 연구에 포함된 종속변수, 설명변수 외에 공변량이 있을 수 있으며 통제하지 못한 공변량으로 인해 정확한 결과해석에 제한이 있다. 다섯째, 연구에 사용된 자료인 지역사회건강조사는 직접 관찰하고 측정한 자료가 아닌 설문에 의존하여 수집된 자료로 개인의 주관적 평가를 기반으로 건강생활 실천을 평가하였다. 이로 인해 사용된 자료의 충분한 객관성을 확보하지 못하였다.
그럼에도 불구하고 이번 연구에는 다음과 같은 의의를 포함하고 있다. 첫째, 이번 연구에서는 선형회귀분석 방법과 더불어 베타회귀분석 방법을 사용하였다. 베타회귀분석은 베타분포를 따르는 반응변수의 분포를 더욱 유연하게 가정할 수 있는 방법으로 반응변수의 특성 을 고려하여 분석방법을 선택하였다. 둘째, 앤더슨 모형(Anderson model)을 적용하여 연구를 설계하였다. 앤더슨 모형은 건강서비스나 사회서비스 이용행태를 설명하는 모형으로, 인구사회학적 요인인 선행요인(predisposing factor), 이용을 가능하도록 만드는 능력 및 수단인 가능요인(enabling factor), 이용이 얼마나 필요한지의 욕구인 욕구 요인(needs factor)으로 나누어 서비스 이용을 설명하고 있다[13]. 개 발된 이후 여러 차례 수정과정을 거쳐 5번째 모형에 이르러서는 개인 특성과 집합적으로 측정되는 맥락적 특성을 포함하여 가족부터 지역 사회, 국가와 같은 큰 단위의 분석단위까지 적용이 가능하게 되었다 [13]. 셋째, 이번 연구에서는 금연, 절주, 걷기, 저염식이 실천을 종합 하여 건강생활 실천으로 보았으며 이를 종속변수로 선정하였다. 질병관리본부에서는 금연, 절주, 걷기 실천을 모두 실천하는 사람들의 분율로 정의하고 있어 저염식이 실천 포함 여부가 이번 연구와의 차이점으로 보인다. 식생활과 건강은 밀접한 관련이 있다고 알려져 있으며 만성질환이 증가하면서 식이요인이 건강에 미치는 중요성은 더욱 증대되고 있다[23]. 또한 영양은 우리나라 국민의 건강결정요인 중 하나로 기존 연구에 나타나 있다[9]. 따라서 영양은 건강생활 실천 여 부를 판단하는 데 포함되어야 하는 항목으로 생각된다. 건강 기여도가 높은 항목인 금연, 절주, 운동, 식이를 각 항목별뿐만 아니라 총체적 으로도 포함하여 분석하였다. 선행연구에서는 각각의 항목들은 서로 영향을 주고받는다고 보여준다[24]. 그렇기 때문에 효과적으로 건강 생활 실천을 유도할 수 있는 전략수립을 위해서는 각 항목을 개별적 으로뿐만 아니라 총체적으로도 접근할 필요가 있다.
이번 연구를 통해 건강생활 실천의 지역 간 변이요인을 규명할 수 있었다. 이 결과들은 주요 건강생활 실천을 향상시키고 지역 간 변이를 줄이는 정책 마련에 근거자료로 활용할 수 있을 것이다. 이번 연구 결과에서 내릴 수 있는 제안으로, 첫 번째는 지역 내에 개설되어 있는 담배소매업소나 주점과 같은 건강위해업소들에 대한 접근을 줄일 수 있는 다양한 규제조치들이 시행되어야 할 것이다. 두 번째는 근래에 확산되고 있는 건강도시사업이 전국적으로 확산되고 그 사업의 내용이 실질적으로 건강증진적인 효과를 낼 수 있도록 내실화되어야 할 것이다. 세 번째는 최근 만성질환의 이환에 심대한 위험요인인 과체중과 비만에 대한 경각심을 일깨우는 지역사회의 다양한 정책적 노력이 강구되어야 한다.
References
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