Ⅰ. 서론

현대사회에서 비만은 다양한 신체적·정신적 질 환과 직결되는 심각한 대사질환이다. 국내 성인 비 만 유병률은 꾸준히 증가하여 ‘23년 기준 37.2%를 기록하였고, 남성은 이미 ’16년에 40%대에 진입하 였다[1]. 비만으로 인한 사회경제적 비용 또한 꾸 준히 증가하여 ’21년 기준 15조 6,382억원으로 추 산된다[2]. 비만은 더 이상 개인의 체중과다 문제 가 아니며 사회적으로 해결되어야 할 공중보건 문 제라고 할 수 있다. 최근 시작된 비만치료제의 돌 풍도 비만에 대한 사회적 인식과 높은 관심을 시 사한다. 또한 비만은 개인의 건강상태에 대한 부정 적 인식과 자기존중감 저하로 이어져 우울감과 범 불안장애(Generalized Anxiety Disorder, GAD) 등 정서적 안정을 위협하고, 사회적 관계에서도 고립 을 초래하여 전반적인 삶의 만족도를 낮춘다. 이는 비만이 개인의 삶 전반에 장기적이고 구조적인 영 향을 미칠 수 있음을 시사한다.

한편, 삶의 질은 건강인지, 신체활동, 범불안장 애 등 복합적인 영향을 받는다. 기존 연구들에서는 건강인지가 삶의 질에 영향을 미친다는 사실이 꾸 준히 확인되었다. 건강에 대한 긍정적인 인식은 개 인의 행동 변화 유도와 심리적 안정에 기여하며, 이는 삶의 질 향상으로 이어질 수 있다[3][4][5]. 또 한 건강행위 이론에 따르면, 건강에 대한 인식은 행동을 유발하는 핵심적인 선행 요인으로 작용한다 [6]. 신체활동의 경우, 신체적 건강뿐 아니라 정신 건강에도 긍정적인 효과를 미치며, 특히 불안 및 우울 증상 감소, 정서적 안정, 삶의 만족도 향상 등 다양한 심리사회적 이점을 제공하는 것으로 나타났 다[7][8][9]. 한편, 범불안장애는 일상적 기능을 심각 하게 저해하며 삶의 질 저하와 직접적으로 연결되 는 것으로 알려져 있다[10]. 이와 관련하여 정신건 강은 삶의 질의 핵심적 구성요소이며, 불안장애의 존재는 삶의 질을 낮추는 주요 요인으로 작용한다 [11]. 그러나, 꾸준히 늘고 있는 비만환자들의 삶의 질에 대한 연구는 많지 않으며, 영향요인인 심리적· 행동들이 어떻게 상호작용하며 영향을 미치는지에 대한 종합적 분석 또한 부족한 실정이다.

이에 본 연구는 성인 비만환자를 대상으로 삶의 질에 영향을 미치는 요인과 그 과정에서 이를 매 개하는 다양한 요인들을 통합적으로 분석하고자 한다. 삶의 질을 결정짓는 요인 간 구조적 관계를 밝히고, 그 과정에서 작용하는 신체활동과 범불안 장애의 매개역할을 규명하여 정책마련을 위한 기 초자료를 제공하고자 한다.

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상 및 자료

본 연구의 대상은 성인 비만 환자로, 만 19세 이상의 BMI(체질량지수) 25kg/㎡ 이상에 해당하는 사람으로 정의하였다. 연구자료는 국민건강영양조 사 제9기 2차년도 자료[12]를 활용하였다. 해당 자 료는 국가승인통계(승인번호: 117002)로 원시자료 제3자 제공 등 질병관리청 연구윤리심의위원회의 심사를 승인받았으며(승인번호: 2022-11-16-R-A), 공식 홈페이지에 원시자료가 공개되어 있다. 본 연 구는 해당기관의 지침에 따라 연구자 등록 후, 공 식 홈페이지를 통해 SPSS 자료를 직접 다운로드하 였다. 해당 자료는 질병관리청에서 수집한 국가승 인통계이며, 건강조사, 검진조사, 영양조사를 포함 한 전국 단위의 단면조사로 구성된 전체 응답자 수는 6,929명이다. 본 연구는 해당 자료의 전체 응 답자 6,929명에서 결측 데이터를 제외한 6,928명을 추출하였고, 나이(변수명: age)에서 만 19세 이상인 5,906명을 추출한 후, 비만 유병여부(변수명: HE_obe)에서 BMI가 25kg/㎡ 이상인 2,066명을 최 종 연구대상으로 선정하였다.

2. 연구가설

이에 본 연구는 선행연구를 토대로 비만환자의 삶의 질을 내생변수로 설정하였고, 건강인지 [3][4][5][6], 신체활동[7][8][9], 범불안장애[10][11]를 외생변수로 설정하여 다음과 같이 연구가설을 수 립하였다.

3. 변수의 조작적 정의

본 연구에서 설정한 가설을 검증하기 위해 선행 연구 등의 이론적 배경을 바탕으로 내생변수, 외생 변수, 각 잠재변수를 측정하는 측정변수를 설정하 였다.

1) 내생변수

본 연구의 내생변수는 삶의 질이다. 국민건강영 양조사 데이터의 건강관련 삶의 질(HINT-8)의 측 정변수들을 사용하였다. 삶의 질을 측정하는 문항 (측정변수)은 총 8개이고, 각 문항별로 4점 리커트 척도로 구성되어 있으며, 건강 관련 상태에 대한 응답이 긍정적일수록 삶의 질이 높다고 할 수 있 다. 따라서 건강 관련 상태가 부정적일수록 높은 점수로 측정된 원시 데이터를 역코딩하여 사용하 였다.

2) 외생변수

삶의 질에 영향을 미치는 외생변수로 건강인지, 범불안장애, 신체활동을 선정하였고, 각 외생변수 별 측정변수 및 조정 내용은 다음과 같다.

(1) 건강인지

건강인지의 측정변수로 주관적 건강인지, 인플 루엔자(독감) 예방접종 여부, 건강검진 수진 여부, 2년간 암 검진 여부를 측정변수로 사용하였다. 이 변수들은 건강 관리 및 질병 등에 대한 주요 예방 행위로 본인의 건강에 대한 인지와 관심 정도를 시사하기 때문에 건강인지의 측정변수로 선정하였 다. 특히, 인플루엔자(독감) 예방접종, 건강검진 수 진, 암 검진은 건강에 대한 자발적 관리 참여를 나 타내는 실질적 행동 지표로, 비만 환자의 건강에 대한 관심과 인식의 대리변수로 기능할 수 있다. 예방 접종 및 검진 여부에 대해 예(1)~아니오(2)로 측정된 원시 데이터를 역코딩하여 사용하였다.

주관적 건강인지는 5점 리커트 척도로 구성되어 있고, 본인의 건강에 대해 긍정적으로 인지할수록 건강 인지가 높다고 할 수 있다. 따라서 매우 좋음 (1점)~매우 나쁨(5점)으로 측정된 원시 데이터를 역코딩하였고, 매우 나쁨(1점)과 나쁨(2점)은 1점, 보통 2점, 매우 좋음(5점)과 좋음(4)은 3점으로 재 가공하였다. 5점 리커트의 경우 중간값(보통)을 선 택하는 응답자가 많아 척도 내 실제 의미 차이를 구분하기 어려운 경우가 많고, 특히 구조방정식모 형(SEM)에서는 척도 간 간격의 의미가 모호하거나 분산이 편중될 경우 모형의 안정성이 떨어질 수 있다. 이에 본 연구는 5점 리커트로 측정된 건강 인식 수준의 쏠림을 완화하고, 다른 건강인지 변수 (예: 검진 여부 등)의 이항 응답 형식과의 척도 간 균형을 맞추어 구조방정식모형 내 측정변수 간 공 분산 구조의 안정성 확보하기 위해 3점 리커트로 재가공하였다.

(2) 범불안장애

범불안장애는 국민건강영양조사에서 측정하는 GAD-7 문항을 측정변수로 사용하였다. GAD-7 문 항은 ‘초조하거나 불안하거나 조마조마하게 느낀 다’, ‘걱정하는 것을 멈추거나 조절할 수가 없다’, ‘여러 가지 것들에 대해 걱정을 너무 많이 한다’, ‘편하게 있기가 어렵다’, ‘너무 안절부절못해서 가 만히 있기가 힘들다’, ‘쉽게 짜증이 나거나 쉽게 성 을 내게 된다’, ‘마치 끔찍한 일이 생길 것처럼 두 렵게 느껴진다’ 등 7개이고, ‘전혀 아니다(0점)’부터 ‘거의 매일 그렇다(3점)’까지 총 4점 척도로 측정된 다. 이는 GAD-7의 원척도 설계[13]에 기반하며 국 내외 정신건강 연구에서 널리 채택되는 점수 구조 이다. 또한 총점에 따라 경증, 중등도, 중증의 불안 을 임상적으로 구분하는 기준이 명확히 정립되어 있다. 이에 따라 본 연구는 해당 척도를 단순한 리 커트 점수처럼 1~4점으로 임의 변환하지 않고, 측 정 도구의 원형을 유지함으로써 임상적 정합성과 타당성을 확보하는 것을 우선하였다. GAD 점수는 단지 정서적 경향성을 나타내는 일반적 태도 척도 와 달리, 실제 건강 상태를 평가하고 해석하는 데 있어 임상적으로 중요한 기준으로 활용되므로 원 자료의 점수 구조를 그대로 반영하는 것이 측정 도구의 신뢰도 및 임상적 타당성(clinical validity) 을 확보할 수 있기 때문이다.

(3) 신체활동

신체활동은 일할 때의 고강도 신체활동 여부, 일할 때의 중강도 신체활동여부, 여가활동으로써의 고강도 신체활동 여부, 장소이동 시 신체활동여부, 여가활동으로써의 중강도 신체활동 여부, 1주일 간 걷기 일수, 1주일 간 근력활동 일수를 측정변수로 사용하였다. 신체활동을 할 때, 걷기 및 근력활동 일수가 많을 때 신체활동이 활발하다고 할 수 있 다. 따라서, 고강도 신체활동 여부, 중강도 신체활 동 여부, 장소이동 시 신체활동여부의 원시 데이터 는 예(1)~아니오(2)로 측정되었으므로 역코딩하여 사용하였다.

1주일 간 걷기 일수는 ‘전혀 하지 않는다’(1점) 부터 7일(8점)으로 측정되어 있다. 본 연구는 신체 활동을 측정하는 다른 측정변수들 간의 척도 일관 성을 확보하기 위해 ‘실천여부’를 기준으로 이분화 하여 ‘전혀 하지 않는다’는 아니오(1점), 1일(2점)~7 일(8점)은 ‘예’(2점)로 재가공하였다. 이는 구조방정 식모형 분석 시 잠재변수 내 측정변수 간 척도의 이질성으로 인한 모델 왜곡을 방지하고, 비교 가능 성을 높이기 위한 조치이다. 특히 본 연구에서 신 체활동 변수는 일상 속 실천 유무를 중심으로 활 동성 수준을 파악하는 데 목적이 있으며, 주당 빈 도나 강도의 세부 구분은 핵심 분석목표가 아니므 로, 신체활동 실천 여부 자체가 주요 설명 변수가 될 수 있다[4].

마찬가지로, 1주일 간 근력운동 일수도 걷기 일 수와 유사하게 ‘전혀 하지 않는다’(1점)부터 5일 이 상(6점)으로 측정되어 있으나, ‘전혀 하지 않는다’ 는 아니오(1점), 1일(2점)~5일 이상(6점)은 ‘예’(2점) 으로 재가공하였다.

4. 분석방법

본 연구는 연구대상의 일반적 특성을 분석하였 고, 구조방정식을 활용하여 각 외생변수(건강인지, 신체활동, 범불안장애)가 내생변수(삶의 질)에 미치 는 영향과 신체활동과 범불안장애의 매개효과를 분석하였다. 일반적 특성은 SPSS 30.0을 활용하였 고, 각 잠재변수 및 연구모형에 사용하는 전체 변 수들의 검정을 위한 측정모델 분석, 각 외생변수가 내생변수에 미치는 영향인 경로분석과 매개효과 분석은 Amos 29를 활용하였다. 매개효과란 외생 변수가 내생변수에 영향을 미치는 과정에서 제3의 변수(매개변수)가 그 영향을 간접적으로 전달하거 나 설명하는 역할을 하는 것을 의미한다[14][15]. 본 연구에서는 매개효과에 대한 가설인 H7~H9을 검정하기 위해서 팬텀변수를 설정하여 매개효과의 여부 및 영향 정도, 유의성을 검정하였다. 팬텀변 수는 구조방정식모형에서 모델의 구조나 기존 경 로에는 영향을 주지 않으면서 간접효과를 통계적 으로 검정하고자 할 때 사용하는 가상의 잠재변수 이다. 팬텀변수는 실제 관찰변수와 연결되지 않으 며, 추가적인 경로를 만들지 않고도 특정 간접경로 의 효과를 따로 분리해 부트스트래핑 등으로 유의 성을 검정할 수 있다[16][17]. 통계적 유의수준은 p<.05로 검정하였다.

구조방정식의 모델적합도 지표로 절대적합지수는 CMIN/DF≦3, RMR≦0.05, RMSEA≦0.05, GFI≧ 0.9, AGFI≧0.85을 기준으로 하였고, 증분적합지수 는 NFI≧0.9, RFI≧0.9 IFI≧0.9, CFI≧0.9 TLI≧0.9 를 기준으로 하였다. 모형수용지표로는 CMIN/DF ≦5, RMR≦0.05, RMSEA≦0.07, GFI≧0.85, AGFI≧ 0.80, NFI≧0.85, RFI≧0.85 IFI≧0.85, CFI≧0.85 TLI ≧0.85로 하였고, 간명적합지수인 PGFI, PNFI, PCFI 는 0~1 범위에서 낮은 값일수록 적합성이 좋은 것 으로 하였다[18][19].

Ⅲ. 연구결과

1. 일반적 특성

본 연구는 연구대상의 일반적 특성으로 성별, 연 령, 소득수준(4분위 기준), 교육수준, 비만 단계를 분석하였다. 성별은 남자 1,051명(50.9%), 여자 1,015 명(49.1%)였다. 연령대는 60대 478명(23.1%), 50대 426명(20.6%), 70대 이상 383명(18.5%), 40대 342명 (16.6%), 30대 247명(12.0%), 10~20대 190명(9.2%) 순으로 많았다. 소득수준은 중상 544명(26.3%), 중하 541명(26.2%), 하 534명(25.8%), 상 441명(21.3%)순으 로 많았다. 교육수준은 대학교 졸업 이상 763명 (36.9%), 고등학교 졸업 672명(32.5%), 초등학교 졸 업 이하 362명(17.5%), 중학교 졸업 222명(10.7%, 기타(무응답 등) 47명(2.3%) 순으로 많았다. 비만 단 계는 1단계 1706명(82.6%), 2단계 304명(14.7%), 3단 계 56명(2.7%) 순으로 많았다<Table 1>.

2. 측정모델 분석 결과

본 연구는 연구 가설에 따라 4개의 잠재변수와 변수의 조작적 정의에서 선정한 각 잠재변수별 측 정변수들을 모두 투입하여 최초 측정모델을 구성하 였다. 각 잠재변수에 대한 측정변수들의 C.R.의 절 대값도 모두 1.96 이상으로 유의하였지만 모델 적합 도가 채택 가능한 기준치보다 낮았다. 이에 따라 SMC 0.5 이하인 인플루엔자 접종 여부, 주관적 건 강인지, 주관적 체형인지를 제외하였고, SMC가 0.5 이상이나 전체적인 모델 적합도를 떨어뜨리는 장소 이동 시 신체활동 여부, 1주일간 근력운동 일 수, GAD 6, LQ 3(기운), LQ 7(잠자기), LQ 8(행복)을 순차적으로 제외하여 수정된 측정모델을 도출하였 다. 수정된 측정모델의 적합도는 CMIN/DF: 15.488, RMR: 0.034, GFI: 0.888, AGFI: 0.852, NFI: 0.952, RFI: 0.943, IFI: 0.955, TLI: 0.947, CFI: 0.955, RMSEA: 0.084, PGFI: 0.670, PNFI: 0.803, PCFI: 0.805로 모든 지수들이 최초 측정모델보다 확연히 개선되었다. 증분적합지수들은 기준치 0.9를 훨씬 상회하였다. GFI는 적합도 기준치인 0.9에 약간 못 미쳤으나, 수용가능 기준치인 0.85 이상이고, 0.9에 육박하는 수치이므로 수용가능한 것으로 판단하였 다. CMIN/DF는 수용가능한 기준값을 만족하지 못 하나, 이는 모델 채택을 위한 충분조건이 아니므로 기준값을 만족하는 다른 지수를 참조할 수 있다 [17]. 따라서, 이를 제외한 모든 지수들이 수용가능 한 범위에 있으므로 해당 모델은 수용가능하다 고 판단하였고, 수정된 측정모델을 채택하였다 <Table 2>.

수정된 측정모델의 타당성을 검증하기 위해 집 중타당성과 판별타당성을 검정하였다. 먼저, 집중 타당성이란 각 잠재변수의 측정변수들이 일관성 있게 측정되었는지를 나타내는 지표로, 구성개념 신뢰도(Construct Reliability, C.R.) 0.7이상이고, 평 균분산추출값(Average Variance Extracted, AVE) 0.5 이상이어야 한다. 각 잠재변수의 C.R.과 AVE 모두 0.7과 0.5 이상으로 집중타당성이 있는 것으 로 분석되었다. 판별타당성은 각 잠재변수가 다른 잠재변수들과 명확히 구분되어 측정되었는지를 나 타내는 지표로 AVE가 잠재변수 간 상관계수의 제 곱값보다 커야 한다. 본 연구에서 가장 높은 상관 계수는 신체활동과 건강인지 간의 -0.808로 나타났 으며, 이에 대한 제곱값은 0.652이다. 따라서 각 잠 재변수의 AVE 값이 0.652 이상이어야 판별타당성 이 확보되었다고 할 수 있다. 분석 결과, 모든 잠 재변수의 AVE 값이 0.652보다 높게 나타나 판별 타당성이 충족된 것으로 검정되었다<Table 3>.

3. 최종 제안모델 분석 결과

1) 삶의 질의 영향요인 경로분석 결과

수정된 측정모델을 기준으로 최종 제안모델을 도출하여 경로분석을 수행하였다<Figuire 1>.

<Figure 1>

Final proposed model

첫째, 건강인지는 삶의 질에 유의한 부(-)의 영 향을 미쳤다(Estimate=-0.135, p<.001;H1 채택). 이 는 건강인지가 높을수록 삶의 질은 낮다는 것을 의미한다.

둘째, 건강인지는 신체활동에 통계적으로 유의 한 정(+)의 영향을 미쳤다(Estimate=0.629, p<.001; H2 채택). 이는 개인의 건강 상태에 대한 인식이 신체활동 수준에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 의미한다. 셋째, 신체활동은 삶의 질에 통계적으로 유의한 정(+) 영향을 미쳤다(Estimate=0.246, p<.001; H3 채택). 이는 신체활동이 활발할수록 삶 의 질도 높아진다는 것을 의미한다. 넷째, 건강인 지는 범불안장애에 통계적으로 유의한 부(-) 영향 을 미쳤다(Estimate= -0.218, p<.01;H4 채택). 이는 건강에 대한 인식 수준이 높을수록 범불안장애의 수준이 낮아진다는 것을 의미한다. 다섯째, 범불안 장애는 삶의 질에 통계적으로 유의한 부(-)의 영향 을 미쳤다(Estimate=-0.415, p<.001; H5 채택). 이는 범불안장애 수준이 높을수록 개인의 전반적인 삶 의 질이 낮아진다는 것을 의미한다. 여섯째, 신체 활동은 범불장애에 유의한 부(-) 영향을 미쳤다 (Estimate=-0.658, p<.001; H6 채택). 이는 신체활동 이 활발할수록 범불안장애가 유의하게 감소한다는 것을 의미한다.

최종 제안모델의 적합도는 CMIN/DF: 15.488, RMR: 0.034, GFI: 0.888, AGFI: 0.852, NFI: 0.952, RFI: 0.943, IFI: 0.955, TLI: 0.947, CFI: 0.955, RMSEA: 0.084, PGFI: 0.670, PNFI: 0.803, PCFI: 0.805로 수용가능한 수준이었다<Table 4>.

2) 매개효과 분석 결과

앞의 직접효과 분석결과 건강인지, 신체활동, 범 불안장애는 삶의 질에 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 또한 건강인지는 신체활동, 범불안장애에 도 유의한 영향을 미쳤으며, 신체활동은 범불안장 애에 영향을 미쳤다. 이에 본 연구는 건강인지가 삶의 질에 영향을 미치는데 신체활동과 범불안장 애 각각의 매개효과(H7, H8), 건강인지가 삶의 질 에 영향을 미치는데 신체활동과 범불안장애가 순 차적으로 연결되어 미치는 다중매개효과(H9)를 분 석하기 위해 생성한 팬텀변수 P2, P4, P6을 검정하 였다. 먼저, 신체활동은 건강인지가 삶의 질에 영 향을 미치는데 통계적으로 유의한 매개효과가 있 는 것으로 분석되었다(Estimate=0.155, p<.01; H7 채택).

둘째, 범불안장애는 건강인지가 삶의 질에 영향 을 미치는데 통계적으로 유의한 매개효과가 있는 것으로 분석되었다(Estimate=0.091, p<.01; H8 채 택). 이는 건강인지가 범불안장애를 경감시키고, 이 를 통해 삶의 질을 간접적으로 향상시킨다는 것을 의미한다.

셋째, 신체활동과 범불안장애는 건강인지가 삶의 질에 영향을 미치는데 통계적으로 유의한 다중 매 개효과가 있는 것으로 분석되었다(Estimate=0.172, p<.01; H9 채택). 이는 건강인지가 신체활동을 증가 시키고, 이는 다시 범불안장애를 완화시킴으로써 결 과적으로 삶의 질을 높인다는 다중매개 경로를 나 타낸다<Table 4>.

Ⅳ. 고찰

첫째, 건강인지는 삶의 질에 유의한 부(-)의 영 향을 미쳤으며 이는 건강인지가 높을수록 삶의 질 은 낮아진다는 것을 시사한다. 본 연구의 건강인지 측정변수는 건강검진과 암 검진이며, 검진을 받는 다는 것은 건강에 대한 관심과 관리 수준이 높다 는 것을 반영한다. 한편, 건강인지가 삶의 질에 긍 정적 영향을 미칠 수도 있다고 보고한 Kim[21]과 는 상반된 결과이나 이는 건강인지의 효과가 단선 적인 방향으로 작용하지 않으며, 특정 맥락과 집단 (예: 비만 환자)에 따라 다양한 경로로 영향을 미 칠 수 있음을 시사한다. 특히, 건강인지가 단지 ‘자 기 효능감’이나 ‘긍정적 인식’의 차원에 그치지 않 고, 오히려 질병이나 건강 문제에 대한 자각이 강 화되면서 정서적 부담이나 건강염려, 스트레스 등 이 증가할 가능성도 존재한다[20]. 비만 환자의 경 우 건강검진 등의 경험이 오히려 건강 문제에 대 한 민감성을 자극해 정서적 부담을 유발할 수 있 으며, 이는 삶의 질 저하로 이어질 수 있다. 따라 서 건강인지와 삶의 질 간의 관계는 단순한 선형 구조가 아닌, 정서 상태나 심리적 반응에 따라 조 절될 수 있는 복합적 구조로 해석될 필요가 있다. 또한 당초 연구 설계 당시 건강인지의 주요 측정 변수로 간주되었던 주관적 건강인지가 통계적 기 준 미달로 제외되었으나, 삶의 질에 영향을 미치는 개인의 인지와 심리 상태를 보다 정확히 반영할 수 있는 중요한 변수이므로 향후 연구에서는 이를 포함한 보다 정교한 건강인지 측정 모델 개발이 필요하다. 아울러 건강인식과 삶의 질 간의 관계가 어떻게 다르게 나타날 수 있는지에 대한 비선형적 인 관계 분석 등 심층적인 접근이 필요하다.

둘째, 건강인지는 신체활동에 통계적으로 유의 한 정(+)의 영향을 미쳤으며 이는 개인의 건강 상 태에 대한 인식이 신체활동 수준에 긍정적인 영향 을 미친다는 것을 의미한다. Kim et al.[4]와 Becker et al.[6]의 연구에서도 건강을 잘 인식하는 사람들이 더 활발하게 신체활동에 참여할 가능성 이 높다는 것을 시사하였다. 건강에 대해 잘 인식 하고 있고 이를 중요하게 여기는 사람들이 그렇지 않은 사람들보다 일상에서 더 많이 걷거나 운동하 는 등 능동적인 건강 행동을 실천할 가능성이 높 다는 것이다. 이러한 결과는 건강에 대한 인식 수 준이 단순한 심리적 태도에 그치지 않고 실제 행 동으로 이어지는 중요한 선행 요인임을 보여준다. 지역사회 보건소나 직장 내 건강증진 프로그램에 서는 비만환자들로 하여금 건강검진 결과에 대한 이해를 높이고, 개인의 건강상태를 자각하게 하는 상담 및 피드백 시스템을 운영함으로써 건강인식 을 고취시키는 등의 정책적 접근이 필요하다.

셋째, 신체활동은 삶의 질에 통계적으로 유의한 정(+) 영향을 미쳤다. 이는 신체활동이 활발할수록 삶의 질 향상에 중요한 기여를 한다는 결과로, 신 체활동은 신체적 기능 유지뿐 아니라 스트레스 완 화, 정서적 안정, 사회적 교류 등 다양한 측면에서 삶의 질을 구성하는 요소들을 긍정적으로 자극하 는 주요 행위로 작용한다는 것을 시사한다. 따라서 비만 환자를 대상으로 신체활동 증진 정책을 단순 히 체력 향상 중심이 아닌 삶의 질 개선과 정신건 강 증진을 위한 다차원적 전략으로 확장할 필요가 있다. 예를 들어, 비만 환자 맞춤형 운동 프로그램 개발과 직장, 학교, 지역 등 생활권역 중심의 접근 을 통해 일상 속에서 자연스럽게 신체활동에 참여 할 수 있도록 유도하는 정책 설계가 필요하다. 기 존 선행연구인 Park et al.[7], Jang et al.[8], Kim et al.[9]의 연구에서도 본 연구의 결과와 유사하게 신체활동이 삶의 질과 직접적인 관련이 있었다. 그 러나, 일부 연구에서는 신체활동의 효과가 성별, 연령, 건강 상태 등에 따라 상이하게 나타날 수 있 다는 점을 시사하였으며 이는 후속 연구에서 조절 효과나 집단 간 차이를 고려할 필요가 있다.

넷째, 건강인지는 범불안장애에 통계적으로 유 의한 부(-) 영향을 미쳤으며, 자신의 건강 상태를 긍정적으로 인식하고, 건강을 잘 관리하고 있다고 느끼는 개인일수록 건강과 관련된 불안이나 만성 적인 긴장감이 낮다는 것을 시사한다. 또한 이러한 결과는 건강인지의 향상이 단순히 신체 건강 증진 에만 국한되지 않고, 심리적 안정 및 정신건강 증 진에도 중요한 역할을 한다는 점을 시사한다. 따라 서 범불안장애와 같은 정신건강 문제의 예방과 개 입을 위한 비만환자 맞춤형 프로그램을 수립하여 건강정보의 제공과 더불어 개인의 건강에 대한 긍 정적인 인식 형성을 도울 수 있는 프로그램 개발 이 필요하다. 한편, 앞의 삶의 질은 건강인지가 높 을수록 낮아졌는데, 이는 건강에 대한 인식이 개인 의 정서 안정에는 긍정적으로 작용할 수 있지만, 동시에 건강 문제에 대한 민감성이 삶의 만족도를 떨어뜨릴 수 있음을 시사한다. 이러한 상반된 결과 는 건강인지가 복합적 속성을 지닌 변수임을 보여 주며, 향후에는 인지의 질적 측면과 정서 반응을 함께 고려한 세분화된 분석이 필요하다.

다섯째, 범불안장애는 삶의 질에 통계적으로 유 의한 부(-)의 영향을 미쳤다. 범불안장애는 일상적 인 문제에 대해 과도하고 지속적인 불안을 느끼는 상태로, 수면 장애, 집중력 저하, 피로감, 신체적 긴장 등의 증상을 동반하며, 이는 개인의 일상생활 과 사회적 기능에 심각한 제약을 줄 수 있다. 이러 한 결과는 범불안장애가 단순한 정서적 문제를 넘 어 삶의 질 전반에 심각한 영향을 미치는 요인임 을 시사한다. 따라서 비만환자들의 범불안장애의 조기 발견과 예방, 그리고 적절한 개입을 위한 체 계적인 정신건강 관리 전략이 필요하다. 특히, 1차 의료기관 및 지역사회 정신건강복지센터를 중심으 로 불안 증상의 선별과 상담 서비스를 확대하고, 고위험군을 대상으로 정기적인 정신건강 스크리닝 과 개입 프로그램을 운영하여 범불안장애를 낮추 고 삶의 질을 향상시킬 수 있을 것이다.

여섯째, 신체활동은 범불안장애에 유의한 부(-) 영향을 미쳤으며 이는 규칙적인 신체활동은 전반 적인 정신건강을 증진시키는 보호요인으로 작용하 고, 불안과 같은 정서적 증상의 완화에 효과적인 개입 수단이 될 수 있다는 것을 시사한다. 신체활 동은 범불안장애와 같은 경도~중등도 정신건강 문 제에 대해 의료기관 의존을 최소화하면서 일상생 활 속에서 접근할 수 있는 대중적인 예방전략으로 활용될 수 있다. 지역사회 내 운동 프로그램 보급, 직장 및 학교 단위의 신체활동 촉진 정책, 정신건 강 취약계층을 대상으로 한 맞춤형 운동 처방 프 로그램 등이 그 예가 될 수 있다. 또한, 정신건강 증진정책 수립 시 단순한 상담 중심의 접근을 넘 어, 신체활동을 통합한 다차원적 접근이 필요하다.

다음으로, 매개효과 분석에서 신체활동과 범불 안장애 모두 통계적으로 유의한 간접효과가 있는 것으로 분석되었다. 먼저, 신체활동은 건강인지가 삶의 질에 영향을 미치는데 통계적으로 유의한 매 개효과를 미쳤다. 즉, 개인이 자신의 건강상태를 긍정적으로 인식하거나 건강에 관심을 가질수록 더 활발하게 신체활동에 참여하게 되고, 이는 궁극 적으로 삶의 질 향상에 기여하는 구조적 흐름이 존재함을 의미한다. 선행연구인 Kim et al.[3]은 건 강에 대한 자기효능감이 신체활동 수행률을 높이 고, 이는 삶의 만족감과 정서적 안녕감을 향상시킨 다고 보고하였다. 또한, Bize et al.[22]는 건강 신 념이 강한 개인일수록 체계적인 운동을 지속할 가 능성이 높으며, 이는 건강 관련 삶의 질을 개선하 는 핵심 요인이라고 밝혔다. 이와 같은 결과는 건 강인지–행동–결과라는 고전적 건강행동 모델(예: Health Belief Model, HBM)의 틀과도 일치한다. 정책적으로도 단순히 신체활동의 중요성을 강조하 는 것만으로는 충분하지 않으며, 개인의 건강에 대 한 인식을 향상시키는 개입이 병행되어야 한다는 점을 시사한다. 예를 들어, 지역사회 보건소, 직장 건강관리 프로그램, 공공 캠페인 등을 통해 건강정 보 제공뿐 아니라 건강에 대한 인식과 신체활동의 연결고리를 강화할 수 있는 교육 및 상담 프로그 램이 필요하다.

둘째, 범불안장애는 건강인지가 삶의 질에 영향 을 미치는데 통계적으로 유의한 간접효과가 있었 다. 이는 건강에 대한 긍정적 인식은 불안을 완화 하고, 이는 전반적인 삶의 질 향상으로 이어진다는 것을 시사한다. 이러한 구조는 건강인지 향상 프로 그램이 불안 완화와 삶의 질 제고에 기여할 수 있 음을 의미한다. 정책적으로 건강정보 제공을 넘어, 비만환자 대상의 심리정서 지원을 통합한 건강증 진 전략이 필요하며, 특히 고위험군 대상의 정신건 강 조기개입과 통합적 건강관리 서비스가 요구된 다.

셋째, 신체활동과 범불안장애는 건강인지가 삶 의 질에 영향을 미치는데 통계적으로 유의한 다중 매개효과가 있었다. 이는 즉, 건강에 대한 긍정적 인식은 행동 변화(신체활동)를 유도하고, 이는 심 리적 안정(불안 경감)으로 이어지며, 전반적인 삶 의 질 향상에 기여하는 구조적 매커니즘이 존재함 을 보여준다. 이러한 결과는 건강인지, 신체활동, 정신건강, 삶의 질 간의 유기적 연계를 실증적으로 뒷받침하며, 개인의 인식 변화가 행동 및 정서 상 태를 거쳐 삶 전반에 영향을 미칠 수 있음을 시사 한다. 정책적으로는 건강 리터러시 향상, 일상적 신체활동 활성화, 불안 관리 교육을 통합한 다차원 적 건강증진 전략이 요구된다.

Ⅴ. 결론

본 연구는 성인 비만 환자를 대상으로 건강인 지, 신체활동, 범불안장애가 삶의 질에 미치는 구 조적 관계를 실증적으로 분석하였으며, 이들 변수 간의 매개효과를 정량적으로 검증함으로써 건강인 지–신체활동–정신건강–삶의 질로 이어지는 다 중매개 경로를 제시하였다. 특히 건강인지가 직접 적으로는 삶의 질에 부정적인 영향을 미치지만, 신 체활동과 범불안장애를 매개로 긍정적 효과를 나 타낸다는 것은 건강인식과 삶의 질 간 복합적 관 계를 밝힌 점에서 의의가 있다. 이러한 결과는 헬 스 리터러시 향상, 신체활동 촉진, 정신건강 관리 가 통합된 정책적 접근의 필요성을 시사하며, 비만 환자들을 위한 복합 개입 프로그램 개발에 실질적 인 근거를 제공한다는 점에서도 의의가 있다.

그러나 본 연구는 단년도 자료를 분석한 것으로 인과관계를 명확히 단정하기 어려우며, 건강인지의 부정적 직접효과에 대한 질적 탐색이 부족하다는 한계가 있다. 이러한 한계는 향후 종단적 연구 설 계와 심층면접 등 질적 접근을 병행한 후속 연구 를 통해 보완될 필요가 있다. 또한, 비만 환자 인 구의 사회경제적 특성(성별, 연령, 성별, 경제활동 여부 등)에 따라 건강인지와 신체활동, 정신건강 간의 상호작용이 달라질 수 있음을 고려하여, 향후 연구에는 조절효과를 분석할 필요가 있다.

이러한 다차원적인 연구는 향후 비만 환자들의 건강 증진을 위한 정책적 기초자료를 제시하는데 중요한 역할을 할 것이다. 나아가, 비만 환자들에 게 맞춤형 신체활동 및 정신건강 프로그램을 개발 하는 데 각 개인의 건강상태에 따라 개별화된 접 근이 필요하다. 예를 들어, 건강검진에서 발견된 특정 질환이나 심리적 상태에 따라 개인 맞춤형 운동 계획을 수립하거나, 정신건강 개입 프로그램 을 차별화하여 제공하는 방법이 고려될 수 있다. 또한, 신체활동과 정신건강을 동시에 고려한 통합 적 건강관리 모델을 제시하는 것이 중요하다. 이러 한 통합적 모델은 비만 관리뿐만 아니라 전반적인 삶의 질 향상에도 긍정적인 영향을 미칠 것이다.