Journal Of Korean Society For Health Education And Promotion
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Current Issue

Korean Journal of Health Education and Promotion - Vol. 37 , No. 2

[ Original Articles ]
Korean Journal of Health Education and Promotion - Vol. 37, No. 2, pp.69-83
Abbreviation: Korean J Health Educ Promot
ISSN: 1229-4128 (Print) 2635-5302 (Online)
Print publication date 30 Jun 2020
Received 09 Mar 2020 Revised 08 Jun 2020 Accepted 22 Jun 2020
DOI: https://doi.org/10.14367/kjhep.2020.37.2.69

정신장애인의 사회참여와 주관적 건강의 관계: 건강행동 매개모델은 유용한가
박지혜* ; 이선혜**,
*중앙대학교 사회복지학과 박사수료
**중앙대학교 사회복지학과 교수

The relationship between social participation and self-rated health in persons with psychiatric disabilities: Is the health behavior mediation model useful
Ji Hye Park* ; Sun Hae Lee**,
*Ph.D. candidate, Department of Social Welfare, Chung-Ang University
**Professor, Department of Social Welfare, Chung-Ang University
Correspondence to : Sun Hae LeeDepartment of Social Welfare, Chung-Ang University, 84, Heukseok-ro, Dongjak-gu, Seoul, 06974, Republic of Korea주소: (06974) 서울특별시 동작구 흑석로 84 중앙대학교 사회복지학과Tel: +82-2-820-5731, Fax: +82-2-814-1294, E-mail: gsunlee@cau.ac.kr


Abstract
Objectives

This study examines the relationship between social participation (SP) and self-rated health (SRH) with health behavior (HB) as a mediating variable, and suggests strategies for improving physical health care provided to individuals with psychiatric disabilities (PDs).

Methods

Data of 202 individuals with PDs from the 2017 National Survey of the Disabled Persons were extracted and examined using descriptive and regression analyses.

Results

The results show that 36.6% of the respondents reported smoking, 40.6% for exercising not regularly, and 50.5% and 62.4% for general health screening and cancer screening, respectively. Of the 15 categories of SP listed on the questionnaire, the average number of categories the respondents participated in during the week prior to the survey was 2.11. Results from the multivariate and logistic regression analyses revealed that the relationship between SP and HB and that of SP and SRH are both significant. However, there is no evidence of the mediating effect of HB between SP and SRH.

Conclusion

The authors provide insights on these results and emphasize the potential benefits of SP in the development of peer norms and support mechanisms that can facilitate changes in HB, which in turn can affect SRH. In addition, an increased public investment at the structural level is recommended to improve the integrated physical and mental health care system for individuals with PDs.


Keywords: psychiatric disability, social participation, health behavior, self-rated health, mediating effect

Ⅰ. 서론

정신장애인은 일반인에 비해 신체질환 유병율이 높고, 신체질환으로 인한 조기사망의 가능성이 높으나 그 위험성에 비해 사회적 관심과 체계적 개입이 미흡한 것으로 지적되고 있다. 서구권 조사에 따르면 정신장애인은 일반인에 비해 평균 사망률이 2~3배 높고(Liu et al., 2017; Nielsen, Uggerby, Jensen, & McGrath, 2013), 특히 조현병, 조울증 환자의 기대수명은 일반인구의 각 성별과 비교했을 때, 조현병의 경우 남성 18.7년, 여성 16.3년, 조울증의 경우 남성 13.6년, 여성 12.1년 짧은 것으로 조사되었다(Laursen, 2011). 또한 정신장애인의 비만, 흡연, 심장질환, 고혈압, 호흡기 질환, 당뇨, 뇌졸중, 유방암 발생율은 일반인구의 1.5~3배로 추정되는 등 상당히 높은 것으로 보고되었다(Correll et al., 2017; Liu et al., 2017; Vancampfort et al., 2017).

정신장애인의 신체건강 상태가 상대적으로 취약한 것은 진단적 음영화(diagnostic overshadowing), 즉 정신건강 문제가 있는 사람들이 신체적 불건강을 호소할 때 이를 정신건강 문제의 일부로 판단하거나 약물부작용으로 취급하여 이들이 적시에 적절한 치료를 받지 못하는 현상과 관련 있는 것으로 지적되었다(De Hert et al., 2011). 또한 정신장애인은 낙인 및 차별, 경제적 어려움 등으로 종합적인 보건의료서비스에 접근하거나 이용하는 데 어려움을 겪는다는 점이 보고되었다(De Hert et al., 2011; Lund, Myer, Stein, Williams, & Flisher, 2013). 장기간에 걸쳐 정기적으로 정신과 약물처방을 받기 때문에 의료접근성이 비교적 높음에도 불구하고 높은 흡연율 등 신체관리에 소홀한 상태를 보이는 것은 이들의 신체건강 증진을 위한 체계가 상대적으로 미비하기 때문이라는 지적이다(WHO, 2018).

정신질환은 그 특성상 개인의 삶을 송두리채 뒤흔들 뿐만 아니라 장기간 지속되며, 계속되는 차별과 스티그마 때문에 회복 이후에도 삶의 질이 여전히 낮은 경향을 보인다(Walsh et al., 1999). 질병 부담 면에서, 개인이 장애를 안고 살게 되는 기간(장애보유생존년수, YLDs)에서 정신건강 문제로 인한 기간은 12%에 불과하나, 장애로 인해 손실을 보게 되는 기간(장애보정생존년수, DALYs) 중 정신건강 문제로 인한 기간은 31%에 이를 정도로 정신건강 문제는 삶의 질을 저하시킨다(WHO, 2001:26). 사회경제적 발전으로 수명이 연장되면서 인구집단의 건강상태에 대한 관심은 사망률을 감소시키는 데서 나아가 삶의 질을 향상하는 방향으로 확장되고 있다. 최근 정신건강복지법 개정(2017)으로 정신장애인의 탈원화(The Medical news, 2017)와 지역사회 거주에 대한 국가 책임성이 강화되면서, 지원주택 등 지역사회생활의 질적 향상을 위한 공적 개입이 확대되고 있다. 그러나 건강을 신체적, 정신적, 사회적 차원에서 안녕한 상태로 정의할 때(WHO, 2020:1), 지역사회에 고립된 정신장애인의 건강권 보장을 위한 건강관리 및 증진 전략이 부족한 바 이를 다각적으로 모색할 필요성이 크다.

일반적으로 건강에 영향을 미치는 요인에는 유전, 인구학적 요인, 질병유무, 건강행동, 건강성과 등 의료적 요인들과 물리적, 인적, 사회적 자원 등 사회적 요인들이 포함된다. 정신장애인은 정신질환 증상은 물론 다양한 신체건강 상의 문제를 갖고 있다. 최근의 국내 조사를 중심으로 정신장애인의 신체건강 관리 실태를 살펴보면, 지역에 거주하는 정신장애인의 평생음주율은 27.8%로 일반인구에 비해 낮은 편이고 중등도 이상 신체활동은 46.0%로 일반인구의 22.4%의 약 2배 높은 수준이었으나, 흡연율은 전체의 39.9%로 일반인의 26.9%에 비해 높았으며 격렬한 신체활동은 3.0%로 조사되어 일반인 15.9%의 ⅕에 지나지 않았다(National Center for Mental Health, 2012). 또한 정신장애인의 건강검진수진율과 암검진수진율은 각각 41.6%와 37.3%로 일반인의 74.1%와 48.9%에 비해 상당히 낮았다(National Rehabilitation Center, 2018; The National Mental Health and Welfare Commission, 2019).

정신장애인의 신체건강 문제의 심각성과 특화된 신체건강 관리의 필요성에 따라, 만성정신질환자를 대상으로 신체건강 취약성위험행위(음주, 흡연, 식습관, 약물, 안전, 성) 실태를 집중 조사한 연구에서는 관련요인 분석을 토대로 병식교육, 스트레스 및 우울관리, 음주 및 흡연 예방프로그램의 필요성을 제안한 바 있으며(Gang, 2013a; Gang, 2013b), 다른 연구에서는 입원환자를 대상으로 운동중재 프로그램을 적용하여 비만 및 대사증후군 감소(Son, Lee, & Jung, 2014)와 신체건강행동, 자기효능감, 대사증후군 개선(Kim, 2017)에 효과가 있는 것으로 보고하였다. 또한 남성 만성정신질환자의 운동프로그램 효과 연구에서는 신체조성, 기초체력, 혈중지질 영역의 일부 항목에서 운동군에 대한 개선 효과가 검증되었다(Kim, Kwon, & Lee, 2011). 이상의 연구들은 정신장애인의 비만이나 비만 관련 질환이 약물치료의 중단이나 치료불이행으로 이어지거나(Son et al., 2014) 신체상과 자존감에 부정적 영향(Hyun & Lee, 2019)을 미치는 과정에서 신체운동 개입이 이를 감소시킬 수 있다는 점에서 고무적이다.

한편 건강상태에 영향을 미치는 요인 가운데 사회적 자본(Craig et al., 2018; Eriksson, 2011)은 최근 건강 영향요인을 밝히는 연구에서 크게 주목되는 부분이다. 사회적 자본이란 개인이나 단체 간 상호작용을 기반으로 발생하는 자본으로(Kim, Kang, & Mun, 2013), 개인과 공동의 목적을 보다 쉽게 달성하도록 협력하고 조정하는 긴밀한 유대관계로 정의된다(Mun & Lee, 2019). 사회적 자본은 신뢰, 네트워크, 규범, 호혜성에 기반하여 개인에게 소속감, 정체성, 결속력을 제공해주는 도구로(Lew & Jang, 2002), 건강관련 정보와 규범성을 강화함으로써 건강에 영향을 미치는 것으로 알려져 있다(Eriksson, 2011; Kawachi, Kennedy, & Lochner, 1997).

사회참여는 사회적 자본을 발달시키는 중요한 수단이자 통로로 인식되고 있으며 건강에 미치는 긍정적 영향은 다양한 집단을 대상으로 조명되어 왔다(Heo & Park, 2016; Isham, Koolodinisky, & Kimberly, 2006). 사회참여에는 일반적으로 취업활동, 자원봉사, 비공식적 지원활동, 학습활동, 종교활동, 사회단체 활동 등이 포함되는데, 여러 유형의 사회참여 가운데 인구 10만명 당 자발적 민간단체에 가입한 비율이 높을수록 사망률이 낮아지는 현상이 관찰되었고(Kawachi, Kennedy, & Lochner, 1997), 봉사 및 기부 등 호혜적 사회참여가 건강에 긍정적 영향을 주는 것으로 나타났다(Oh, 2015; Verhaeghe & Tampubolob, 2012). 또한 노인의 경우, 모임참여는 정신건강에 긍정적 영향을 미치고 이 과정에서 음주, 규칙적 식사, 운동 등 건강행동이 매개역할을 하는 것으로 나타났으며(Berkman & Glass, 2000; Won & Kim, 2020) 사회적 관계는 주관적 건강에 대한 기여 요인으로 나타났다(Kawachi, Nakao, & Ohnishi, 2018). 이와 유사한 맥락에서, 자발적 사교활동, 우호적 관계망, 종교활동 등 사회참여가 활발한 집단에서 주관적 건강이 높게 나타났다(Hyyppä & Mäki, 2003). 한편 지체 및 뇌병변 장애인의 경우, 사회관계와 사회참여에서 배제 수준이 낮을수록(Lee & Kim, 2015), 여가활동과 주거환경 만족이 높을수록(Mun & Lee, 2019) 장애인이 자신의 건강수준을 높게 평가하는 것으로 나타났다.

이렇게 볼 때 사회참여는 일반인은 물론 사회적으로 고립된 집단에서 건강행동을 촉진함으로써 신체건강 향상 및 주관적 건강상태 평가에 긍정적 영향을 미치는 유의미한 요인으로 이해된다. 정신장애인이 정신질환 증상뿐 아니라 고립이나 활동 부족과 직간접적으로 연관된 신체질환으로 인해 삶의 질 저하와 사망률 증가에 노출되어 있음을 고려할 때(Vancampfort et al., 2017), 이들의 사회참여가 건강행동과 전반적 건강상태에 어떤 중요성을 갖는지 확인하는 것은 매우 필요한 작업이다. 구조화된 사회참여는 동료지지, 소속감, 결속을 기반으로 한 건강정보 습득과 건강행동 규범 발달의 기회를 제공할 수 있기 때문에(Berkman & Glass, 2000) 건강행동을 매개로 하여 신체건강 지표에 한정되지 않는 보다 포괄적 의미의 건강성과에 긍정적으로 작용할 수 있다. 그러나 관련 선행연구 가운데 정신장애인의 신체건강 문제를 사회참여 맥락 속에서 관리하는 개입 전략과 그러한 전략의 건강행동에 대한 영향, 나아가 건강성과의 관계에 초점을 둔 연구는 미흡하다.

상기한 신체운동 중재연구의 경우, 신체지표 면에서 전반적으로 긍정적 성과가 나타났으나 약물조정, 면회나 외출과 관련된 식이 변화를 통제하기 어려웠고(Son et al., 2014), 동기와 기회 부족으로 인한 저조한 신체활동과 약한 체력 등으로 운동을 거의 하지 않는 조건 하에 수행되었으며(Kim, 2017), 생활습관이나 식습관에 대한 통제가 어렵고 운동 빈도가 낮아 결과에 대한 긍정적 작용이 부족한 점(Kim, Kwon, & Lee, 2011)이 한계로 보고되었다. 이는 신체건강 관리가 신체활동(운동) 요소 이외에도 동기, 규범, 자기통제를 고려한 개념틀 속에서 접근될 필요성을 보여주는 것이다. 즉, 참여자의 동기와 자기통제 장치가 한계로 지적된 점에 비추어볼 때 사회참여의 건강행동과 건강상태에 대한 역학관계를 이해하는 연구는 정신장애인의 신체질환 관리에 대한 주도적 참여를 유도하는데 시사점을 줄 수 있다. 이에 본 연구에서는 정신장애인의 사회참여가 건강행동과 주관적 건강에 미치는 영향을 확인하고 이 과정에서 건강행동이 사회참여와 주관적 건강 사이에서 매개효과를 갖는지 살펴보는데 일차적 목적을 둔다.


Ⅱ. 연구방법
1. 연구모형

본 연구의 목적은 정신장애인의 사회참여가 건강행동과 주관적 건강에 미치는 영향을 검증하고 이들 변수 간 존재하는 건강행동의 매개효과를 분석하는 것이다. 이를 위해 주관적 건강에 대한 사회참여의 영향력을 살펴본 선행연구(Ichida et al., 2013; Kawasaki, Nakao, & Ohnishi, 2018)와 주관적 건강의 영향요인이자 매개요인인 건강행동의 매개효과를 검증한 선행연구(Craig et al., 2018)를 근거로 연구모형을 수립하였다. 연구모형은 [Figure 1]과 같이 사회참여에서 건강행동, 사회참여에서 주관적 건강, 사회참여에서 건강행동을 통해 주관적 건강으로 가는 세 가지 경로를 설정하고, 통제변수로 성별, 연령, 경제상태, 기능상태를 포함하였다.


[Figure 1] 
Research model

2. 연구설계 및 표본

본 연구는 2017년 보건복지부와 한국보건사회연구원에서 실시한 ‘2017년 장애인 실태조사’ 자료를 활용하여 분석하였다. 이 조사는 1980년을 시작으로 매 5년마다 실시되다가 2008년부터 3년 단위로 실시되고 있는 전국단위 조사로, 우리나라 장애인구 및 장애출현율과 함께 장애인의 생활실태 및 복지욕구를 파악함으로써 장애인복지정책 수립 및 시행에 필요한 기초자료를 제공하고 있다(Ministry of Health and Welfare & Korea Institute for Health and Social Affairs, 2017). 표본은 다단계비례 층화표본추출법에 따라 전국에서 추출한 표본조사구(250개) 내 일반가구 약 44,000가구이다. 조사는 2017년 9월 2일부터 10월 30일까지 2개월에 걸쳐 진행되었으며 조사원이 가구를 방문하여 구조화된 설문지에 따라 면접조사하는 방식으로 이루어졌다. 조사를 완료한 가구원수는 36,200가구의 총 91,405명이며 이 중 조사에 참여한 장애인은 총 6,549명이다. 본 연구에서는 그중 만 19세 이상 정신장애인의 자료를 사용하였다. 응답자의 정신장애 여부는 조사시 확인된 진단이 장애인복지법(제2조제2항)상에 명시된 국제질병분류(ICD-10판)에 해당하는지를 기준으로 하였으며, 조현병(F20), 분열형 정동장애(F25), 양극성 정동장애(F31), 반복성 우울장애(F33)를 가진 조사대상 202명을 최종 분석대상으로 선정하였다. 본 연구는 ‘2017년 장애인 실태조사’자료를 활용한 연구수행에 대해 중앙대학교 생명윤리위원회 심의 승인(심의면제)을 받았다(1041078-201912-HR-368-01).

3. 변수 및 측정
1) 종속변수

본 연구의 종속변수는 응답자의 주관적 건강수준이다. 주관적 건강수준은 건강상태를 측정하는데 광범위하게 활용되어 온 건강결과변수로, 안녕감이나 삶의 만족과 같은 감정적 요소뿐 아니라 신체적 요인들이 결합된 주관적 지표로서 매우 의미있게 평가된다(Ben-Ezra & Shmotkin, 2006; Choi, 2016; Sargent-Cox, Anstey, & Luszcz, 2010). 본 연구에서는 단일 문항의 주관적 건강수준을 종속변수로 살펴 본 선행연구(Craig et al., 2018; McAlpine, McCreedy, & Alang, 2018)를 바탕으로, “평소 자신의 건강 상태가 어떻다고 생각하십니까?”라는 문항을 사용하여 주관적 건강수준을 측정하였다. 본 연구는 선행연구에 근거하여(Pikhart et al., 2001), 해당 질문의 5개 응답에 대해 ‘매우 나쁨’, ‘나쁨’으로 응답한 경우 ‘0’(불건강), ‘매우 좋음’, ‘좋음’, ‘보통’으로 응답한 경우 ‘1’(건강)로 재코딩하여 주관적 건강을 2개 범주로 구분하였다.

2) 독립변수

지역사회 및 단체 활동과 같은 사회참여는 긍정적인 건강평가에 영향을 미치며(Hirdes & Forbes, 1993; Kawachi, Kennedy, & Glass, 1999), 사회적 배제 정도를 측정하는데 매우 중요한 지표이다(Atkinson & Da Voudi, 2000). 본 연구의 독립변수인 사회참여를 측정하기 위해, 선행연구(Amoah, 2018; Atkinson & Da Voudi, 2000; Kawasaki et al., 2018)에서 제시하고, 실태조사에서 질문한 사회 및 문화・여가 활동 문항들로 구성하였다. 개별 활동에 가까운 일부 항목(TV시청 등)을 제외하고 ‘지난 1주일 동안 참여한 문화여가 활동 여부’(13가지), ‘지난 19대 대통령선거’ 투표 여부, ‘지난 1주일 내 직장 유무’ 항목을 활용하였다. 각 항목에 ‘예’(참여)라고 응답한 경우 ‘1’, ‘아니오’(불참)라고 응답한 경우 ‘0’으로 재코딩 하였고, 이들 15가지 사회참여활동 유무를 합산하여 사회참여라는 복합지수를 구성하였다. 가능한 점수 범위는 0점에서 15점으로, 점수가 높을수록 사회참여 정도가 높음을 의미한다.

3) 매개변수

본 연구의 매개변수인 건강행동은 질병 발견과 예방을 목적으로 건강유지 및 증진을 위해 취하는 행동으로 정의된다(Kasl & Cobb, 1966). 본 연구에서는 선행연구에서 제시한 건강행동문항(Gang, 2013a; Greiner, Li, Kawachi, Hunt, & Ahluwaia, 2004; Kim, 2019; Leas & McCabe, 2007) 중 실태조사에 포함된 총 6가지 항목(흡연, 음주, 운동, 식사, 암검진, 건강검진)을 선택하고, 이분변수로 건강행동 복합지수를 구성한 선행연구(Kim, 2018)를 참고하여 응답 범위가 0~6점에 분포하는 복합지수를 구성하였다. 이 복합지수는 점수가 높을수록 건강행동 수준이 높음을 의미한다. 흡연은 “현재 담배를 피우십니까?”라는 질문에 ‘매일 피움’, ‘가끔 피움’으로 응답한 경우 ‘0’(불건강 행동), ‘과거에 피우지 않았으나 현재 피우지 않음’, ‘담배를 피운 적이 없으며 현재도 피우지 않음’으로 응답한 경우 ‘1’(건강행동)로 재코딩 하였다. 음주는 “최근 1년 동안, 술을 얼마나 자주 마셨습니까”라는 질문에 ‘한 달에 1번 정도’, ‘한 달에 2~4번’, ‘일주일에 2~3번 정도’, ‘일주일에 4번 이상’으로 응답한 경우 ‘0’(불건강 행동), ‘최근 1년간 전혀 마시지 않았다’, ‘한 달에 1번 미만/정도’로 응답한 경우 ‘1’(건강행동)로 재코딩 하였다. 운동은 “최근 1년 동안 건강관리를 위해 운동을 하였습니까?”라는 문항을 활용하여, “아니오”라고 응답한 경우 ‘0’(불건강 행동), “예”라고 응답한 경우, ‘1’(건강행동)로 재코딩 하였다. 식사는 규칙적인 식사여부를 묻는 문항을 활용하여 ‘불규칙’은 ‘0’(불건강 행동), ‘규칙/가끔 불규칙’은 ‘1’(건강행동)로 재코딩하였다. 건강검진은 검진대상에 해당하는 응답자의 수진 여부를 질문하였는데, 암검진과 건강검진을 포함하여 최근 2년간 검진을 받지 않은 경우 ‘0’(불건강 행동), 받은 경우 ‘1’(건강행동)로 재코딩 하였다.

4) 통제변수

본 연구에서는 성별, 연령을 포함하는 인구학적 요인, 근로나 소득 등을 포함하는 경제적 요인, 사회적 지지나 사회 참여를 포함하는 사회적 요인, 질환이나 장애 등 의료적 요인이 개인의 주관적 건강 평가에 영향을 미치는 점을 고려하여, 선행연구(Eriksson, 2011; McAlpine, McCreedy, & Alang, 2018)를 바탕으로 실태조사에 포함된 문항 가운데 해당되는 것들을 통제변수에 포함시켰다. 성별은 ‘남성’을 ‘0’, ‘여성’은 ‘1’로 더미화 하였고, 연령은 연속변수로 취급하여 활용하였다. 경제상태를 나타내는 기초생활수급 여부는 ‘수급권자’의 경우 ‘0’, ‘비수급권자’의 경우 ‘1’로 더미화 하였다. 수급여부는 소득과 자산을 함께 평가하는 방식으로 결정되기 때문에 응답자의 경제상태를 보다 적절히 반영하는 지표로 볼 수 있다. 질환 및 장애 변수로는 수단적 일상생활수행능력(Instrumental Activities of Daily Living, IADL) 점수를 활용하였다. IADL은 노화나 지체장애에 따른 기능저하를 평가하기 위해 흔히 사용되는데, 본 연구에서는 정신장애로 인한 기능 저하와 의존성을 평가하는데 유용한 8개 항목(전화사용하기, 물건구입, 식사준비, 청소, 빨래, 약복용관리, 금전관리, 대중교통수단 이용)의 총점을 활용하여 증상과 장애 수준을 통제하고자 하였다. IADL 항목은 4점 척도로 응답되었고 해석상의 편의를 위해 원점수를 역환산하여, 점수가 높을수록 일상생활을 보다 독립적으로 수행할 수 있음을 의미하도록 하였다.

4. 분석방법

본 연구의 가설 검증을 위한 분석방법 및 절차는 다음과 같다. 첫째, 응답자의 인구사회적 특성과 연구변수의 특성을 파악하기 위해 빈도분석 및 기술통계를 실시하였다. 둘째, 주요변수인 사회참여 및 건강행동과 주관적 건강의 기본적 관련성을 파악하기 위해 t-test를 실시하였다. 셋째, 본 연구의 통제변수와 주요 변수들 간의 다중공선성 문제를 살펴보기 위해 분산팽창계수(Variance Inflation Factor, VIF)의 점검을 실시하였다. 넷째, 연구모형을 검증하기 위해 Model 1에서는 사회참여가 건강행동에 미치는 영향을 살펴보기 위해 선형회귀분석을 실시하였고, Model 2에서는 사회참여가 주관적 건강에 미치는 영향을 살펴보기 위해 로지스틱 회귀분석을 실시하였으며, Model 3에서는 사회참여가 건강행동을 거쳐 주관적 건강에 미치는 영향을 로지스틱 회귀분석을 통해 살펴보았다. 또한 분석모형 수립시 변수 수에 따른 모형적합도를 고려하여 성별, 연령, 경제상태, 장애(기능수준, IADL) 총 4가지를 통제변수로 포함하였다. 본 연구는 추가적으로 Model 3에서 나타나는 단순매개효과를 검증하기 위해, PROCESS macro 프로그램의 부스트래핑(Bootstrapping)을 이용하여 재추출 표본 10,000개, 신뢰구간 95%에서 단순매개효과의 유의도를 확인하였다. 이상의 모든 통계분석 절차에는 SPSS 25.0 프로그램이 활용되었다.


Ⅲ. 연구결과
1. 연구대상자의 인구사회적 특성

연구대상자의 인구사회적 특성은 <Table 1>과 같다. 성별의 경우 남성이 106명(52.5%), 여성이 96명(47.5%)으로 남성 비율이 다소 높으며, 연령분포는 40대가 전체의 31.7%를 차지하고 평균 연령은 49.6세로 나타났다. 교육수준은 고졸(47.0%), 중졸(18.3%), 대졸(15.3%), 초졸(13.4%), 무학(5.9%) 순으로 나타났으며 경제적 수준의 경우 기초생활수급가구가 56.4%를 차지하고, 가구의 월소득은 평균 190만원, 개인 월소득은 평균 51만원으로 나타났다. 연구대상자의 결혼상태는 미혼(59.4%), 유배우(19.3%), 이혼(16.8%) 순이며, 평균 가구원수는 2.64명으로 조사되었다. 그밖에 수단적일상생활능력(IADL)은 4점 만점(지원 불필요)에 평균 3.35점으로 나타났으며 금전관리(3.13점), 식사준비(3.24점), 청소 및 대중교통수단 이용(3.30점) 순으로 낮게 조사되었다.

<Table 1> 
Characteristics of the sample N=202
Variables Category N %
Gender Male 106 52.5
Female 96 47.5
Age 19 - 29 11 5.4
30 - 39 27 13.4
40 - 49 64 31.7
50 - 59 59 29.2
≥ 60 41 20.3
M=49.58(±12.30)
Marital status Married 39 19.3
Widowed 6 3.0
Divorced 34 16.8
Separated 1 0.5
Single 120 59.4
Other1) 2 1.0
Number of family M=2.64(±1.13)
Education Non-graduate 12 5.9
Primary school 27 13.4
Middle school 37 18.3
High school 95 47.0
≥ University 31 15.3
Basic livelihood security recipients Recipients 114 56.4
Non-recipients 88 43.6
Income (ten thousand won/month) Household M=190.96(±152.88)
Individual M=51.42(±39.03)
Diagnosis Schizophrenia 136 67.3
Bipolar 24 11.9
Depression 27 13.4
Schizoaffective 11 5.4
Other 4 2.0
IADL (Instrumental activities of daily living) Ability to use telephone 3.53
Shopping 3.38
Food preparation 3.24
Housekeeping 3.30
Laundry 3.31
Responsibility for own medication 3.63
Ability to handle finances 3.13
Mode of transportation 3.30
M=3.35(±.80)
Social participation Culture and arts viewing 16 7.9
Play-related activity 3 1.5
Culture and art activity 12 5.9
Self-development activity 11 5.4
Sports 7 3.5
Volunteer/Religious activity 39 19.3
Traveling 5 2.5
Travel abroad 3 1.5
Social gathering 58 28.7
Self-help group 9 4.5
Family-related activity 32 15.8
Rest-related activity 77 38.1
Voting 121 59.9
Employed (last week) 31 15.3
Other 3 1.5
M=2.11(±1.95)
Health behaviors Smoking Yes 74 36.6
No 128 63.4
Drinking Yes 30 14.9
No 172 85.1
Exercise Yes 120 59.4
No 82 40.6
Regular diet Yes 178 88.1
No 24 11.9
Health screening Yes 100 49.5
No 102 50.5
Cancer screening Yes 76 37.6
No 126 62.4
M=3.83(±1.34)
Self-rated health2) Very poor 25 12.4
Poor 63 31.2
Moderate 81 40.1
Good 29 14.4
Very good 4 2.0
M=2.62(±.94)
Note. 1) unmarried mothers, unmarried fathers, etc., 2) health group 56.4%(n=114), ill-health group 43.6%(n=88)

2. 주요변수의 기술통계 분석

본 연구의 주요변수에 대한 기술통계 결과를 살펴보면<Table 1>, 사회참여는 0에서 15 사이에 분포하는 복합지수로서 조사대상의 전반적 사회참여 정도는 평균 2.11로 나타났다. 이중 참여율이 높은 활동은 투표(59.9%), 휴식 관련(38.1%), 사교(28.7%), 사회봉사 및 종교활동(19.3%) 순으로 나타났고, 참여율이 낮은 활동은 해외여행(1.5%), 놀이활동(1.5%), 여행(2.5%), 스포츠 활동(3.5%), 자조모임(4.5%) 순으로 조사되었다. 전체 15개 사회참여활동 중 9개(60.0%)의 활동에서 90%가 넘는 비참여율을 보였다. 건강행동의 경우, 흡연율 36.6%, 음주율 14.9%, 불규칙 운동률 40.6%, 불규칙 식사율 11.9%, 건강검진 비수검률 50.5%, 암검진 비수검률 62.4%로 나타났다. 연구대상자의 주관적 건강상태는 5점(매우 좋음) 만점에 평균 2.62점으로 보고되었고 응답 가운데 ‘보통(3점)’이 가장 많았다.

3. 사회참여, 건강행동과 주관적 건강과의 관계

회귀분석에 앞서 사회참여 및 건강행동과 주관적 건강과의 기본적 관련성을 파악하기 위해 주관적 건강 평가(불건강, 건강)에 따라 사회참여 및 건강행동에 어떠한 차이가 있는지를 살펴본 결과는 <Table 2>와 같다. 먼저 사회참여는 주관적 건강 평가에 따라 차이가 있었는데 건강집단의 사회참여가 평균 2.53으로 불건강집단의 사회참여 보다 유의미하게 높았다(t=-3.522, p<.001). 한편 건강행동은 건강집단의 경우 평균 3.92, 불건강 집단의 경우 평균 3.72로 건강집단의 건강행동이 높게 나타났으나 이는 통계적으로 유의미한 차이는 아니었다(t=-1.077, p>.05). 또한 회귀분석에 앞서 변수 간 다중공선성 여부를 확인한 결과 VIF 계수가 1.015에서 1.314사이에 분포, 10을 넘지 않으므로 다중공선성 문제가 없는 것으로 판단하였다(Kline, 1998).

<Table 2> 
Social participation and health behaviors by self-rated health
Variables Self-rated health t value
Ill-health (n=88) Health (n=114)
Social participation 1.58±1.67 2.53±2.05 -3.522***
Health behaviors 3.72±1.39 3.92±1.30 -1.077
Note. *** p<.001

4. 연구모형 분석

본 연구의 목적은 정신장애인의 사회참여와 주관적 건강에 대한 인과관계를 살펴보고, 두 변수 사이에서 건강행동의 매개효과를 검증하는 것이다. 이에 Model 1에서는 정신장애인의 사회참여가 건강행동에 미치는 영향을 살펴보았으며, Model 2에서는 정신장애인의 사회참여가 주관적 건강에 미치는 영향을, Model 3에서는 정신장애인의 사회참여가 건강행동을 거쳐 주관적 건강에 미치는 영향을 검증하였다. 또한 이 분석은 선행연구(Eriksson, 2011; Craig et al., 2018)에 언급된 주관적 건강에 영향을 미치는 요인들에 근거하여, 성별, 연령, 경제상태, 기능을 통제한 상태에서 이루어졌고, 각 모델의 분석결과는 <Table 3>과 같다.

<Table 3> 
Factors affecting self-rated health (IV, MV → DV) (N=202)
Model 1a) Model 2b) Model 3b)
Social participation(IV) → Health behaviors(MV) Social participation(IV) → Self-rated health(DV) Social participation(IV) → Health behaviors(MV) → Self-rated health(DV)
B (S.E.) β t B (S.E.) Wald Exp(β) B (S.E.) Wald Exp(β)
Constant 2.069 0.575 3.597*** -0.137 0.957 0.021 0.872 -0.315 1.010 0.097 0.730
Gender(1) 0.687 0.177 .256 3.880*** -0.126 0.300 0.177 0.881 -0.081 0.310 0.069 0.922
Age 0.025 0.007 .231 3.446*** -0.008 0.012 0.479 0.992 -0.010 0.013 0.648 0.990
Basic livelihood security recipients(1) -0.026 0.184 -.010 -0.140 -0.488 0.310 2.488 0.614 -0.489 0.310 2.497 0.613
IADL -0.067 0.121 -.040 -0.554 0.213 0.203 1.101 1.238 0.216 0.204 1.127 1.241
Social participation 0.200 0.051 .289 3.905*** 0.226 0.098 5.340 1.254* 0.215 0.100 4.603 1.240*
Health behaviors 0.066 0.120 0.309 1.069
R=.398 -2LL=260.075 -2LL=259.765
R²=.158 Nagelkerke R²=.106 Nagelkerke R²=.108
F value=7.383*** χ²=16.601**(df=5) χ²=16.910**(df=6)
Note. a) multivariate linear regression analysis, b) logistic regression analysis
         * p<.05, *** p<.001

Model 1에서 정신장애인의 사회참여는 인구사회적 특성과 기능을 통제한 상태에서 건강행동에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.289, p<.001). 이 모델은 통계적으로 적합하였으며(p<.001), 모델의 설명력 즉 모델에 포함된 변수들이 주관적 건강을 설명하는 정도는 15.8%인 것으로 나타났다. 여기서 성별 및 연령은 건강행동에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 남성에 비해 여성이, 연령이 높을수록, 사회참여가 많을수록 건강행동이 증가하는 것으로 나타났다(p<.001).

Model 2에서 정신장애인의 사회참여는 인구사회적 특성과 기능을 통제한 상태에서 주관적 건강에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(OR=1.254, p<.05). 이 모델은 통계적 적합성을 가지며(p<.01) 모델 설명력은 10.6%로 나타났다.

Model 3에서 인구사회적 특성과 기능을 통제한 상태에서 주요 변수들의 인과관계를 살펴본 결과 이 모델은 통계적 적합성을 가지며(p<.01), 사회참여와 건강행동을 포함하는 이 모델의 주관적 건강에 대한 설명력은 10.8%로 나타났다. 여기서 정신장애인의 사회참여는 건강행동 그리고 주관적 건강에 정적(+)인 영향을 미쳤으나(OR=1.240, p<.05), 건강행동은 주관적 건강에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타나, 건강행동의 매개효과가 확인되지 않았다(OR=1.069, p>.05).

이상의 결과에 기초하여, 간접효과의 유의성을 검증하기 위해 부스트래핑 검증을 실시한 결과, 정신장애인의 사회참여가 건강행동을 매개로 주관적 건강에 미치는 간접효과는 부트스트랩 신뢰구간 하한값(-0.035)과 상한값(0.069) 사이에 “0”을 포함하는 것으로 나타나 간접효과가 검증되지 않았다.


[Figure 2] 
Indirect effect of social participation on self-rated health through health behaviors=.0133(.0260) CI for the indirect effect(-.0353, 0693)

Note. Numbers indicate unstandardized regression coefficients with standard error in parentheses. All analyses were conducted controlling for gender, age, income, and IADL.

         * p<.05, *** p<.001




Ⅳ. 논의

본 연구에서는 정신장애인의 사회참여가 건강행동과 주관적 건강에 미치는 영향을 검증하고 이들 변수 간 존재하는 건강행동의 매개효과를 살펴보았다. 이를 위해, 2017년 장애인실태조사에 포함된 만 19세 이상 정신장애인 총 202명의 자료를 기초로 기술분석 및 회귀분석을 실시하였다. 첫 단계 기술분석의 결과, 정신장애인의 건강상태는 평균 2.62로 보고되었고 ‘보통(3점)’이 40.1%로 가장 많았다. 같은 해 일반인 대상 조사에서 ‘나쁨’(나쁨, 보통, 좋음 중)의 응답율이 17.8% 인데 비해(Ministry of Health and Welfare, 2017), 본 연구에서는 ‘나쁨’과 ‘매우 나쁨’의 응답율이 43.6%로, 건강상태에 대한 정신장애인의 자가 평가 수준이 현저히 낮았다. 흡연, 음주, 불규칙한 운동 및 식사와 같은 불건강 행동 비율은 10%-40% 였고 검진대상 응답자 가운데 건강 및 암검진 비수검율은 절반이 넘는 것으로 나타났다. 이러한 수치는 음주율과 신체활동 정도를 제외하고 전반적으로 최근 조사결과(National Center for Mental Health, 2012; National Rehabilitation Center, 2018)와 유사하나 일반인구에 비해 높은 것으로서 건강형평성 차원에서 조망하고 접근할 필요성을 시사하는 것이다. 정신장애인의 사회참여 정도는 총 15가지 유형 가운데 투표, 사교(사귐), 사회봉사 및 종교활동 순으로 참여율이 높았고 국내외 여행, 승부놀이, 스포츠활동이 가장 저조했다. 응답자가 ‘지난 한 주간’참여한 활동 유형은 평균 2.11가지에 불과했으며, 15가지 활동 중 9가지 유형에서 응답자의 90% 이상이 참여한 적 없다고 답했다. 이 같은 결과는 정신장애인의 경제적, 사회적 자본의 발달 수준이 매우 빈약한 상태라는 선행연구 결과(Park & Lee, 2016)를 재확인시켜주는 것이다.

다음 단계로 인구사회적 특성과 기능수준을 통제한 상태에서 정신장애인의 사회참여, 건강행동, 주관적 건강의 인과관계 모델을 분석한 결과, 사회참여와 주관적 건강의 인과관계는 유의했으나 건강행동의 매개효과는 유의하지 않았다. 구체적으로, 사회참여는 건강행동과 주관적 건강에 모두 양적(+)으로 유의한 영향을 미쳤으나(p<.001, p<.05) 건강행동의 주관적 건강에 대한 영향은 유의하지 않았다(p>.05). 이러한 결과는 정신장애인이 사회참여를 활발히 할수록 보다 많은 영역에서 건강행동을 실천하고 또 자신의 건강을 긍정적으로 평가하는 경향이 있는 반면, 사회참여 증가에 따른 건강행동 증가가 반드시 주관적 건강으로 이어지는 것은 아님을 보여주고 있다. 이 같은 연구 결과의 의미를 보다 구체적으로 논의하면 다음과 같다.

본 연구에서 정신장애인의 사회참여가 건강행동에 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타난 점은 이 집단의 신체건강관리에서 사회참여의 중요성을 확인시켜주는 것으로, 사회참여 과정에서 증가한 사회적 지지나 사회적 영향(규범)이 건강행동 촉진에 관여했을 가능성을 유추해볼 수 있다. 일부 연구에서는 사회적 지지가 건강행동을 촉진하고 스트레스를 완충시키는 방식으로 건강에 긍정적 영향을 미치는 것으로 보는 반면 다른 연구에서는 동료압력과 같은 사회적 영향이 흡연이나 다이어트 같은 건강행동에 특히 부정적 영향을 미치는 것으로 적시하고 있다(Bartley, 2004; Berkman & Glass, 2000; Merzel & D’Afflitti, 2003). 하지만 본 연구에서는 사회참여의 순기능이 유의하였는데, 건강행동 증가요인으로서의 사회참여의 역할이 상대적으로 크기 때문인 것으로 풀이된다. 즉, 사회참여로 인한 사회적 지지나 사회적 영향의 증가가 건강정보, 건강리터러시, 건강규범 등에 영향을 미치면서 건강행동 향상으로 이어지는 경로가 존재한다는 것을 의미한다. 내재화된 규범이 다른 사람을 지지하는 등 옳은 행동을 하려는 의지와 의무감을 자극할 뿐만 아니라 신뢰관계에 있는 동료들이 역할모델로서 타인의 건강행동에 영향을 미칠 수 있다는 관찰(Eriksson, 2011)이 적용되는 지점이다.

한편, 본 연구의 경우 사회참여가 주관적 건강에 영향을 미치는 과정에서 건강행동이 매개로 작용한다는 충분한 증거는 드러나지 않았다. 일반인의 경우 사회참여가 새로운 기술을 배우는 등 개인의 인지체계를 활성화시키는 방식으로 건강행동과 건강에 직접적 영향을 미치는 동시에 소속감과 의미를 경험하는 기회를 제공함으로써 건강에 간접적 영향을 미치는 것으로 인식되고 있다(Berkman & Glass, 2000). 이는 사회참여가 건강행동에 미치는 긍정적 영향은 사회경제적 맥락이 상이한 국가들 사이에서도 공통적으로 관찰되었고, 사회참여를 통한 신뢰, 결속감, 정체감 향상이 건강행동, 나아가 안녕감의 생성과 유지에 핵심적이라는 점이 보고되었다(Amoah, 2018; Yamaoka, 2008). 하지만 본 연구 결과에 기초할 때 그러한 연관성이 정신장애인에 일반화된다는 근거는 불충분했다. 이 점을 보다 맥락적으로 이해하고자 중증정신질환자 대상 운동프로그램의 효과에 관한 선행연구들의 성과 및 한계와 관련하여 본 연구 결과를 살펴보면 다음과 같은 논점들이 도출된다.

첫째, 정신장애인을 대상으로 하는 신체활동 및 운동 프로그램을 실시한 여러 연구에서 프로그램 실시 후 체질량지수, 체지방률, 총콜레스테롤, 중성지방 수치가 감소하는 등 비만이나 대사증후군 관련 신체지표가 유의미하게 개선되는 효과를 보고하였다. 그러나 측정 지표가 모두 향상된 것은 아니며 그러한 결과의 주된 이유로 운동시간, 빈도, 강도가 전체 지표의 극적 향상으로 이어지기에 부족했다는 점을 한계로 언급하였다(Kim, Kwon, & Lee, 2011; Son, Lee, & Jung, 2014). 이러한 지적에 비추어볼 때, 본 연구에서 건강행동과 주관적 건강의 관련성이 유의하지 않은 점은 정신장애인 응답자의 전반적 건강행동이 자신의 건강상태에 대한 평가에 영향을 줄 만큼 의미 있는 수준이 아니었기 때문일 가능성이 있다. 둘째, 위 선행연구에서 운동프로그램 이외에 식습관 및 행동습관 조절, 영양이 프로그램 중재효과를 감소시키는 것으로 파악되었으며, 이와 함께 기초체력 저하상태, 동기 부족, 주변사람 의식 등도 프로그램에 대한 적극 참여를 제한하는 요인으로 지적되었다(Kim, 2017; Kim et al., 2011; Son, Lee, & Jung, 2014). 그 때문에 실제로 이들 연구에서 개입 요소의 적정 강도나 횟수를 파악하는 것의 중요성과 동기유발을 위해 개인 보다 집단 대상의 개입을 제안하기도 하였다(Kim et al., 2011).

이렇게 볼 때, 정신장애인의 건강행동 변화가 자신의 건강에 대한 주관적 평가에 반영될 수 있을 정도의 영향력을 가지려면, 중재프로그램 개발 이외에 프로그램 요소가 적절히 작용하고 의도하는 성과가 도출되도록 서비스 여건이 조성될 필요가 있다. 사회참여와 건강행동의 상관관계(Eriksson, 2011)를 상기할 때, 활동량 증가나 식단조절에 대한 동기 등은 참여자가 관련 행동에 대한 규범을 발달시키고 동료들이나 서비스제공자의 지지 속에서 그 규범을 실행에 옮기는 기전(mechanism)에 의해 촉진될 여지가 있다. 하지만 이러한 기전은 사회참여를 통로로 발달하기 때문에 사회참여의 기회 자체가 부족하거나 사회참여의 유형이나 여건이 이 같은 기전의 형성에 적절하지 못한 경우는 동기 유발이나 적극적 참여행동 등 당사자의 주도성을 기대하기 어려울 수 있다. 이는 역으로 그러한 기전이 적절히 조성되는 경우, 즉 사회참여의 형태 가운데서도 일회성이나 비공식적 모임 보다 정신장애인에 초점을 둔 조직화 된 형태의 지속적 참여가 가능할 때, 운동프로그램 등을 통한 신체건강 관리 효과와 함께 정신건강 관리에 상승작용이 발생하면서 자기 삶에 대한 효능감이 향상될 수 있다. 나아가 이러한 경험은 자기 자신의 전반적 건강에 대해 긍정적 평가를 내리는 결과로 이어질 수 있음을 조심스럽게 유추해볼 수 있다.

이상의 논의를 배경으로, 다음에서는 본 연구 결과가 정신장애인을 대상으로 건강 관리사업을 수행하는 지역사회 기반의 정신건강 기관에 주는 시사점을 논의하고 향후 개선 방향에 대해 제언하고자 한다. 우리 정부는 정신건강 종합대책(Government of Korea Interdepartmental Collaboration, 2016)을 통해 중증정신질환자에 대한 신체건강을 통합적으로 관리한다는 방침을 세운 바 있고, 이와 관련하여 이미 지역사회 기반의 단일 정신질환 관리에서 신체건강을 포함하는 통합관리로 패러다임을 전환하여 정신건강과 신체건강의 연속성 있는 관리가 필요하다는 방향을 제시한 바 있다(Jun & Yee, 2015; National Center for Mental Health, 2012). 정신장애인은 사회적 편견과 차별로 인해 민간에서 운영하는 운동 및 건강관리 관련 시설에서 명시적, 암묵적으로 입장을 거부당하는 경우가 흔히 발생한다. 기초정신건강복지센터의 경우, 중증정신질환자 관리사업에 신체건강관리가 포함되어 있어(Ministry of Heath Welfare, 2020) 신체건강관리 자원에 대한 접근성을 향상시키기 위한 공공영역의 장으로서 의미가 크다. 정신장애인에게 센터 이용은 중요한 사회참여의 기회이고 이용자 집단의 접촉 강도와 기간 면에서 볼 때 동료 규범과 지지의 기전이 작동하는 곳이다. 따라서 건강행동 촉진 자원으로서 서비스 이용자 집단의 역동과 규범을 적극 활용함으로써 신체건강 성과와 함께 주관적 건강에 대한 영향력을 높이는 전략을 도입할 필요가 있다. 여기서 우려되는 점은 신체건강관리를 위한 개입 및 평가 역량 면에서 인력 구조가 갖고 있는 한계다(Jeon & Kim, 2019). 또한 지난 20년 동안 정신건강 예방 및 증진사업이 급격히 확대되면서 만성정신질환자 대상 사업비중이 상대적으로 감소하여, 부족한 인력으로 강도 높은 대면서비스를 수행하기 어려운 실정이다. 기초정신건강복지센터의 정신 및 신체건강 통합관리 정책이 실효성을 갖기 위해서는 인력 추가지원 및 역량강화 교육의 제공이 절실하다.

한편 민간에서 위탁 운영하는 지역사회기반의 정신재활시설(법률 제16723호, 26조)의 경우, 이용자 집단의 접촉 강도와 기간 면에서 동료 규범과 지지를 통해 신체건강관리에 대한 이용자의 관심과 참여를 이끌어냄으로써 신체건강관리 중재프로그램의 원활한 실행 여건을 조성하는데 기여할 수 있는 장점이 있다. 최근 정신질환 및 약물정보 제공, 재발예방, 대처 및 스트레스관리 등의 전형적 정신질환관리에 더하여 신체건강 요소를 추가한 웰니스회복행동계획(wellness recovery action plan) 프로그램(Copeland, 2002)을 국내에 도입하여 효과연구를 수행하거나(Jung, Ju, Kim, & Heo, 2019), 기관 내 운동실을 설치하고 신체건강지표의 체계적 관리를 개시한 곳(Taehwa Fountain House, 2018)이 등장하고 있다. 그러나 운영지침에 연간 1회의 건강검진과 전염병 대책 이외에 신체건강관리에 대한 별도 조항은 없기 때문에 관련 개입이 보편화되지 못한 실정이다. 정신재활시설이 갖고 있는 서비스 환경상의 유리한 여건이 신체 및 정신건강의 통합관리에 적극 활용되기 위해서는 통합패러다임의 도입과 관련된 유인과 지원에 대한 적극적 검토가 필요할 것이다.

본 연구의 한계는 다음과 같다. 설문조사에 기반한 2차 자료의 특성상 건강상태를 측정한 문항이 주관적 건강에 한정된 점을 언급할 수 있다. 주관적 건강은 개인의 건강 전반을 평가하는데 보편적으로 사용되는 문항(Latham & Peek, 2013)으로 측정의 용이성과 타당성을 확보한 지표(Boardman, 2006)로 인식되고 있으나 체질량지수(body mass index), 체지방률(percent body fat), 복부지방(waist-hip ratio) 등의 신체지표에 비해 객관성이 미흡할 수 있다. 또한 사회참여를 측정하는 문항이 유형별 관여 강도를 측정하지 못하는 점과 건강(위험)행동의 유형이 포괄적이지 못한 점에서 제한적이다. 또한 사회참여와 건강행동을 측정하는 제한된 항목들을 0/1 이분변수로 변환하여 복합지수를 구성한 과정에서 건강행동의 측정이 단순화된 측면이 존재한다. 마지막으로, 설문조사에 포함된 사회참여의 측정에 따른 한계다. 사회참여에 지속적으로 관계를 맺고 발전시키는 속성이 존재할 때 건강행동 촉진에 긍정적 영향을 줄 수 있을 것으로 보인다. 하지만 본 연구에서는 분석자료에 포함된 사회참여 항목과 관련하여 응답자의 사회참여 맥락과 성격에 대한 정보가 부족한 상태에서 자료 분석이 이루어졌다. 사회참여가 건강행동을 매개로 주관적 건강에 영향을 미치는 경로가 유의하지 않았던 본 결과가 일정 부분 그러한 자료상의 제한과 관련 있을 가능성을 배제할 수 없다.


Ⅴ. 결론

우리 사회에서 정신장애인은 사회적으로 배제된 집단으로서 정신건강은 물론 신체건강 면에서 일반인에 비해 취약하여 건강권 침해 상황에 놓여있다. 본 연구에서는 정신장애인의 사회참여가 건강행동과 주관적 건강에 미치는 영향을 검증하고, 사회참여와 주관적 건강의 관계에서 건강행동의 매개효과를 살펴보았다. 이를 위해, 2017년 장애인실태조사에 포함된 만 19세 이상 정신장애인 총 202명의 자료를 분석한 결과, 정신장애인의 사회참여가 건강행동과 주관적 건강에 직접적, 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타났고, 건강행동의 매개효과는 유의하지 않았다. 논의에서는 중증정신질환자 대상의 신체질환관리 중재프로그램 연구를 토대로 본 연구에서 정신장애인의 건강행동이 주관적 건강으로 연결되지 않았던 점에 대한 통찰을 제시하였다. 일반인 대상 연구에서 사회참여와 건강행동의 주관적 건강에 대한 긍정적 영향이 다수 보고되었던 바, 정신장애인의 신체건강 관리에서 사회참여 요인이 주는 유익을 보다 적극적으로 활용할 필요성을 제언하였다. 이와 함께 지역사회 기반 정신건강기관에서 정신건강과 함께 신체건강의 통합적 관리를 위한 제도적 보완과 지원이 절실함을 강조하였다. 본 연구는 지역사회 기반의 돌봄이 보편화되는 시대(Ministry of Health and Welfare, 2019)의 사회구성원으로서 정신장애인의 건강권과 주관적 건강의 향상에 주목하여, 사회참여를 통해 고립을 해소할 뿐 아니라 건강행동 규범과 동료지지의 기회를 통해 건강관리 주도성을 촉진하는 기전의 중요성을 조명했다는 점에 의의가 있다.


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