Ⅰ. 서론

현대사회에서 만성질환의 유병률은 인구고령화 와 생활습관의 서구화로 인해 지속적으로 증가하 고 있다. 특히 당뇨병과 고혈압은 대표적인 생활습 관 관련 질환으로서 서로 밀접한 병태생리적 상호 연관성을 나타내며, 국내 성인 인구의 주요 사망 및 질환 발생의 주요 원인을 차지하고 있다. 질병 관리청에 따르면 30세이상 성인에서 고혈압 유병 률은 약 33%, 당뇨병 유병률은 14% 수준으로 보 고되고 있으며, 두 질환의 동반이환 비율 또한 지 속적으로 상승하고 있는 추세이다[1]. 만성질환 중 당뇨병과 고혈압의 동반이환은 국내에서 매우 흔 하게 관찰되는 조합이며, 이러한 만성질환의 동반 이환은 단일질환자보다 합병증 발생 위험을 높이 고 약물순응도 저하와 함께 신체적·정신적 삶의 질 저하를 유발하고 우울감의 경험률도 높다[2][3]. 만성질환자의 건강문제는 단순히 생리적 차원을 넘어 개인의 심리·사회적 요인과 밀접하게 연결되 는데 특히 건강인지(Health perception)는 질환관 리 행동과 정서적 안녕에 영향을 미치는 핵심 요 인으로 알려져 있으며, 신체활동 수준, 불안, 우울 감 등과 다양한 경로를 통해 상호작용하는 것으로 보고되고 있다[4][5].

한편, 우울감은 만성질환자의 치료 순응도 감소, 합병증 위험 증가, 의료비 부담 확대로 이어지는 중요한 공중보건 문제이며, 불안 및 신체활동과의 연계성 또한 다수 연구에서 확인되었다. 특히 당뇨 병과 고혈압 환자에서 우울감은 단순한 동반 증상 이 아니라 질환 경과와 예후에 직접적인 영향을 미치는 핵심 요인으로 보고되고 있다. 선행연구에 따르면 당뇨병 환자의 우울 유병률은 일반 인구에 비해 약 2배 이상 높은 것으로 나타났으며, 우울 증상을 동반한 당뇨병 환자는 혈당 조절 실패, 약 물 순응도 저하, 미세혈관 및 대혈관 합병증 발생 위험이 유의하게 증가하는 것으로 보고되었다 [6][7]. 이러한 경향은 고혈압 환자에서도 유사하게 관찰되는데, 우울감이 동반된 고혈압 환자는 혈압 조절률이 낮고 생활습관 개선 및 약물 복용 순응 도가 저하되며, 장기적으로 심혈관계 사건 발생 위 험이 증가하는 것으로 보고되었다[8]. 더 나아가 당뇨병과 고혈압을 동시에 가진 동반이환자의 경 우, 단일 질환자보다 우울 위험이 더욱 높고 정서 적 부담 또한 복합적으로 작용하는 것으로 알려져 있다. 여러 연구에서는 동반이환자가 질병 관리에 대한 부담감, 건강 악화에 대한 불안, 반복적인 의 료 이용으로 인한 스트레스를 동시에 경험하면서 우울 증상이 만성화될 가능성이 크다고 보고하였 다. 특히 이러한 집단에서는 우울과 불안이 상호 영향을 주고받으며 신체활동 감소, 자기관리 행동 저하로 이어지는 악순환 구조가 형성되기 쉬운 것 으로 제시되고 있다[6][7]. 최근 연구들에 따르면 건강인지와 우울감의 관계가 간접적이고 복합적이 며, 다양한 심리·행동적 요인들에 의해 매개된다는 점에 주목하고 있는데 그 중 신체활동은 우울감 완화에 직접적 효과가 있을 뿐 아니라, 불안 수준 을 낮추어 정서적 안정에 기여하는 매개적 역할을 수행하는 반면, 범불안장애(GAD)는 우울감 발생의 주요 위험요인으로 보고되고 있다[2][3][9][10]. 따 라서 만성질환자의 우울감은 단순한 심리적 부작 용이 아니라 여러 복합적 경로들을 통해 질병 관 리에 작용하는 주요 변인이기 때문에 질병관리체 계에서 반드시 함께 고려되어야 할 중요한 요인이 라 할 수 있겠다.

이러한 관점에서 볼 때 건강인지, 신체활동, 범 불안장애, 우울감 간의 관계를 통합적으로 탐색하 는 연구는 만성질환자의 정신건강 향상을 위한 구 체적 개입전략 수립에 중요한 근거를 제공할 수 있다. 그러나 국내외 선행연구를 살펴보면, 대부분 의 연구가 건강인지와 우울감의 직접적 관련성 혹 은 신체활동과 우울감 간의 개별적 상관관계에 국 한되어 있으며, 범불안장애를 포함한 연속다중매개 모형을 적용한 연구는 매우 제한적이다. 특히 당뇨 병과 고혈압을 동시에 가진 동반이환자를 대상으 로 한 구조방정식 분석은 드물며, 이들 집단에서의 심리·행동적 경로를 통합적으로 규명한 연구는 매 우 부족한 실정이다. 본 연구의 경로는 단순 상관 관계가 아니라, 인지 → 행동 → 정서 → 우울감이 라는 개입 가능성(Intervention leverage) 중심의 인과 가정을 반영하는데 이 방향성은 앞서 얘기했 듯 기존연구들이 건강인지와 우울감의 직접 관련 또는 신체활동과 우울감의 개별 연관성에 초점을 두고있기때문에 본 연구는 건강인지 → 신체활동 → 범불안장애 → 우울감으로 이어지는 통합 경로 를 SEM으로 검증함으로써, 만성질환 관리에서 인 지 개선(교육·상담)과 행동 증진(신체활동) 및 정서 중재(불안 관리)를 어떻게 결합해야 하는지를 모형 수준에서 제시하려는 목적을 갖는다. 연속다중매개 모형을 설정한 이유는 효과의 전달기제를 규명하기 위해서인데 건강인지와 우울감 사이에 총효과가 존 재하더라도, 그 효과가 직접효과인지 또는 간접효 과인지는 중재 설계에서 결정적으로 중요하다. 간 접효과가 핵심이면 건강인지 개선만으로는 부족하 고 신체활동 촉진 및 불안 관리가 반드시 결합되어 야 하기 때문이다. 또한 선행연구 결과들을 보면 신체활동과 범불안장애는 모두 우울감과 관련된다 고 보고하고 있는데[3][4][5], 실제로는 신체활동이 불안을 낮춘 뒤 우울이 낮아지는 순차적 연쇄(연속 다중매개)일 수도 있고, 신체활동과 불안이 각각 독립적으로 우울에 영향을 미치는 병렬적 구조일 수도 있다. 따라서 본 연구는 연속다중매개 뿐만 아니라 단일 매개를 함께 설정하여, 어떤 구조가 자료에 의해 지지되는지를 확인하도록 설계하였다.

이에 본 연구는 당뇨병과 고혈압을 동시에 가진 성인을 대상으로 건강인지가 우울감에 미치는 영 향을 규명하고 이 관계에서 신체활동과 범불안장 애가 매개하는 연속다중경로를 구조방정식(SEM)을 통해 검증하고자 한다. 본 연구는 4개 잠재변수를 다문항으로 측정하고, SEM을 적용하므로써 관측변 수 기반 회귀분석보다 측정오차를 통제한 경로 추정 이 가능하고 또한 연속다중매개처럼 간접경로가 길 어질수록 효과의 비정규성이 커지는 문제를 보완하 기 위해 Bootstrap 및 팬텀변수(phantom variable) 분석을 통해 간접효과를 검증하고자 하였다.

이를 통해 기존의 개별요인 중심 연구를 넘어 건강인지 → 신체활동 → 범불안장애 → 우울감으 로 이어지는 통합적 심리·행동적 경로를 탐색함으 로써 만성질환관리의 새로운 관점을 제시하고, 만 성질환자의 심리적 취약성을 심도있게 이해하여 만성질환자의 우울감 예방을 위한 중재 전략 수립 및 병원 및 지역사회 기반 만성질환 관리 서비스, 건강증진 프로그램, 정신건강 연계 서비스 등 보건 의료 서비스 산업의 설계와 향후 보건의료 빅데이 터 기반 맞춤형 관리 서비스, 디지털 헬스케어 및 예방 중심의 보건의료산업 전략 수립에 기초자료 를 제공하고자 한다.

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 제 9기 1차년도(2022)의 국민건강영양 조사(Korea National Health and Nutrition Examination Survey; KNHANES)를 활용하여 조사 대상자 총 6,265명 중 만 19세 이상 성인 5,322명을 대상으로 당뇨병·고혈압 환자군 456명을 추출하였 는데, HbA1c(당화혈색소)가 6.5% 이상, 공복혈당 126mg/dL 이상, 의사로부터 당뇨병 진단을 받았 거나 당뇨약 복용 또는 인슐린 주사 사용자이면서 수축기 혈압이 140mmHg 이상 또는 이완기 혈압 이 90mmHg 이상 또는 고혈압약 복용자를 연구대 상으로 정의하였다. 본 연구에서 당뇨병과 고혈압 동반이환자의 정의는 국내외 공인된 임상 진단 기 준과 국민건강영양조사에서 제시한 질환 판정 기 준에 근거하여 설정하였는데 먼저 당뇨병은 HbA1c 6.5% 이상 또는 공복혈당 126 mg/dL 이상 이거나, 의사로부터 당뇨병 진단을 받은 경우, 또는 혈당강하제 복용이나 인슐린 주사를 사용하는 경우 로 정의하였다. 이는 미국당뇨병학회(American Diabetes Association, ADA)와 세계보건기구(World Health Organization, WHO)가 제시한 당뇨병 진단 기준에 부합하는 것으로, HbA1c 6.5% 이상 또는 공복혈당 126 mg/dL 이상을 당뇨병의 진단 기준 으로 명시하고 있다. 또한 약물 치료 여부를 포함 하는 기준은 이미 진단된 당뇨병 환자를 포괄적으 로 반영하기 위한 것으로, 역학 연구에서 널리 활 용되는 방식이다. 본 연구에서 고혈압의 경우 수축 기 혈압 140 mmHg 이상 또는 이완기 혈압 90 mmHg 이상이거나, 고혈압 진단을 받고 항고혈압 제를 복용 중인 경우로 정의하였는데, 이는 대한고 혈압학회와 WHO가 제시한 전통적 고혈압 진단 기준에 근거한 것으로, 국민건강영양조사에서도 고 혈압 유병 여부를 판정할 때 동일한 기준을 적용하 고 있다[11]. 특히 항고혈압제 복용 여부를 포함한 것은 혈압이 약물 치료로 조절된 고혈압 환자를 연 구대상에서 제외하지 않기 위한 조치로, 실제 임상 적 고혈압 환자군을 정확히 반영하기 위함이다.

본 연구에서 활용한 질병관리청의 조사 데이터 는 질병관리청 연구윤리심의위원회 승인을 받고 조사 대상자로부터 사전동의를 받은 후 수행되는 데, 본 연구는 질병관리청 연구윤리심의위원회 승 인번호 2018-01-03-4C-A에 해당하는 원시자료를 활 용하였고, 각 집단의 질환에 대한 진단기준은 국민 건강영양조사에서 제시한 진단기준을 근거로 하여 정의하였다[11].

2. 연구도구

본 연구에서는 선행연구를 토대로 변수의 조작 적 정의에 따라 건강인지[12][13][14], 신체활동 [15][16][17], 범불안장애, 우울감 총 4개의 잠재변 수를 설정하여 건강인지 6개 문항, 신체활동 12개 문항, 범불안장애 선별도구(GAD-7)[18][19] 7개 문 항, 우울증 선별도구(PHQ-9)[20][21] 9개 문항으로 총 34개의 측정변수를 설정하였다.

1) 건강인지

건강인지는 단순한 주관적 건강상태 인식에 국 한되지 않고, 개인이 자신의 건강을 어떻게 인식하 고 평가하며, 그 인식이 예방적 건강관리 행동으로 어떻게 표출되는지를 포괄하는 개념으로 조작화하 였다. 본 연구에서는 주관적 건강인지, 주관적 체 형 인식, 평소 스트레스 인지와 같은 인지·정서적 요소뿐 아니라, 독감예방접종 여부, 건강검진 수진 여부, 암검진 수진 여부와 같은 예방적 건강행동 관련 변수를 건강인지의 구성요소로 포함하였다. 이러한 조작적 정의는 건강인지가 단순한 인지적 판단(cognitive appraisal)에 그치지 않고, 개인의 건강에 대한 인식과 신념이 실제 행동으로 외현화 되는 과정을 포함하는 다차원적 개념이라는 이론 적 관점에 근거한다. 건강신념모형(Health Belief Model)에 따르면, 개인의 건강에 대한 인식은 질 병의 심각성 인지, 취약성 인지, 예방행동의 이익 과 장벽에 대한 평가를 통해 예방적 행동 실천으 로 이어진다. 즉 예방접종이나 정기검진과 같은 건 강행동은 단순한 행위적 요소가 아니라, 자신의 건 강상태를 위협 요인으로 인식하고 이를 관리할 필 요성이 있다고 판단한 결과로 이해될 수 있다. 또 한 선행연구에서도 주관적 건강인지와 예방적 건 강행동 간의 밀접한 연관성이 지속적으로 보고되 고 있다. Choi[12]는 주관적 건강인지가 실제 건강 상태를 완전히 대변하지는 않지만, 의료이용, 건강 검진, 예방접종과 같은 건강관리 행동을 예측하는 중요한 지표라고 보고하였다. Lee[14] 역시 주관적 건강인지는 개인의 건강에 대한 인식 수준을 넘어, 건강관리에 대한 태도와 실천 의지를 반영하는 포 괄적 개념으로 해석될 수 있음을 제시하였다. 특히 만성질환자의 경우 자신의 건강상태에 대한 인식 이 높을수록 정기적인 검진 수진과 예방적 의료이 용 가능성이 증가하는 것으로 보고된 바 있다. 본 연구의 대상자인 당뇨병·고혈압 동반이환자는 지 속적인 자기관리와 예방적 의료이용이 필수적인 집단으로, 건강인지와 실제 건강행동 간의 경계가 명확히 분리되기 어렵다. 이러한 특성상 예방접종 여부나 건강검진 수진 여부는 단순한 행동 변수라 기보다는, 자신의 건강상태를 어떻게 인식하고 관 리하려는지에 대한 인지적·태도적 평가의 결과로 해석할 수 있다. 다시 말해, 예방적 건강행동은 건 강인지의 결과이자 동시에 건강인지 수준을 반영 하는 지표로 기능할 수 있다.

따라서 본 연구에서는 건강인지를 행동적 요소 를 포함한 확장된 건강인지 개념으로 정의하였으 며, 독감예방접종 여부, 건강검진 수진 여부, 암검 진 수진 여부를 건강인지의 하위 측정변수로 포함 하는 것이 이론적으로 타당하다고 판단하였다. 이 러한 접근은 만성질환자의 건강인지가 실제 생활 속 건강관리 실천과 어떻게 연결되는지를 구조적 으로 분석하기 위한 본 연구의 목적에도 부합한다. 이에 주관적 건강인지, 주관적 체형인식, 독감예방 접종여부, 건강검진 수진여부, 2년간 암검진여부, 평소 스트레스 인지정도의 문항 응답을 ‘건강인지’ 로 구성하고, 각 측정변수에 대한 척도가 서로 다 르기 때문에 구조방정식 분석에서는 등간척도를 구성하여 분석하였다. 본 연구의 조작적 정의와 관 련된 주요 변수에 대한 내용은 부록에 따로 제시 하였다. 연구대상자의 건강인지 6개 문항에 대한 Cronbach's α값은 0.686으로 측정되었다.

2) 신체활동

본 연구에서 신체활동은 개인이 일상생활 전반 에서 수행하는 신체적 움직임을 포괄적으로 반영 하는 개념으로 정의하였으며, 직업 활동, 이동 활 동, 여가 활동을 포함한 다양한 생활 맥락에서의 신체활동 수준을 종합적으로 측정하고자 하였다. 이에 따라 고강도 및 중강도 신체활동의 수행 여 부와 수행 일수, 장소이동 시 신체활동 여부와 일 수, 여가 시간 중 신체활동 여부와 일수, 주당 걷 기 일수 및 근력운동 일수를 포함하여 신체활동을 구성하였다. 이러한 조작적 정의는 세계보건기구 (World Health Organization, WHO)가 제시한 신 체활동 개념에 근거한 것으로, WHO는 신체활동 을 “일, 이동, 여가 등 모든 영역에서 발생하는 골 격근의 에너지 소비를 수반한 신체 움직임”으로 정의하고 있다. 즉 신체활동은 특정 운동 프로그램 이나 여가 운동에 국한되지 않으며, 직업적 활동과 일상적 이동을 포함한 다차원적 개념으로 이해된다. 본 연구에서 사용한 문항 구성은 국민건강영양조사 에서 활용하는 국제신체활동설문(Global Physical Activity Questionnaire, GPAQ)의 구조를 기반으로 하였는데, GPAQ는 신체활동을 강도(고강도·중강도) 와 수행 영역(직업·일상, 이동, 여가)으로 구분하여 측정하도록 설계된 도구로, 국내외 역학 연구에서 신체활동 수준을 평가하는 표준 도구로 널리 활용 되고 있다. 특히 수행 여부와 수행 빈도를 함께 고 려하는 방식은 신체활동의 질적·양적 측면을 동시 에 반영할 수 있다는 장점이 있다. 또한 걷기 일수 와 근력운동 일수는 만성질환자의 신체활동 수준 을 평가하는 데 있어 중요한 보완 지표로 포함하 였다. 걷기는 고령자 및 만성질환자에게 가장 보편 적이고 실천 가능성이 높은 신체활동으로, 우울감 완화 및 심혈관 위험 감소와 밀접한 관련이 있는 것으로 보고되고 있다. 근력운동 역시 당뇨병과 고 혈압 환자에서 근육량 유지, 대사 기능 개선, 기능 적 건강상태 유지에 중요한 역할을 하며, WHO 신체활동 권고안에서도 유산소 활동과 함께 정기 적인 근력운동 수행을 권장하고 있다. 따라서 본 연구에서는 고강도·중강도 신체활동의 수행 여부 와 빈도, 생활 영역별 신체활동, 걷기 및 근력운동 을 포함한 다차원적 지표를 통합하여 ‘신체활동’이 라는 잠재변수를 구성하고, 고강도 신체활동 여부 (일), 고강도 신체활동 일수(일), 중강도 신체활동 여부(일), 중강도 신체활동 일수(일), 신체활동 여부 (장소이동), 신체활동 일수(장소이동), 고강도 신체 활동 여부(여가), 고강도 신체활동 일수(여가), 중강 도 신체활동 여부(여가), 중강도 신체활동 일수(여 가), 1주일간 걷기일수, 1주일간 근력운동일수에 대 한 문항 응답을 하위 측정변수로 구성하였다. 각 측정변수에 대한 척도가 서로 다르기 때문에 구조 방정식 분석에서는 등간척도를 구성하여 분석하였 으며 본 연구의 조작적 정의와 관련된 주요 변수 에 대한 내용은 부록에 따로 제시하였다. 연구대상 자의 신체활동 12개 문항에 대한 Cronbach's α값 은 0.810으로 측정되었다.

3) 범불안장애

범불안장애 선별도구(Generalized Anxiety Disorder-7, GAD-7)는 자가보고식 불안 측정도구 로, 7가지 질문에 대해 응답자가 자신의 불안 증상 이 일상생활에 미치는 영향을 0점(전혀 없음)부터 3점(거의 매일)까지의 4점 척도로 응답하도록 설계 된 자가진단 설문지이다. GAD-7의 총 점수는 최 대 21점이며 최소 수준(0～4점), 경미한 수준(5～9 점), 중간수준(10～14점), 심각한 수준(15～21점)으 로 범불안장애의 수준을 구분할 수 있다[18]. 본 연구에서도 GAD-7 척도 개별문항 응답을 ‘범불안 장애’로 구성하고, 연구대상자의 범불안장애 선별 도구 7개 문항에 대한 Cronbach's α값은 0.988로 측정되었다.

4) 우울감

우울수준의 측정 도구인 PHQ-9 척도는 DSM-5 의 주요 우울장애 진단기준과 일치하게 고안된 우 울장애 선별도구로, Spitzer et al.[20]이 일차건강 관리센터에서 우울을 평가하기 위해 개발하였으며 Han et al.[21]이 노인을 대상으로 번역한 한국어 판 도구이다. DSM-5의 주요 우울장애의 진단기준 을 반영하여 우울감의 심각도를 평가할 수 있는 PHQ-9는 우울증 증상을 자가보고하는 9개 문항으 로 0점(전혀없음)부터 3점(거의 매일)까지의 4점 척 도로 구성된 측정도구로, 총점수는 최대 27점이며 우울증상 없음(0～4점), 경미한 우울(5～9점), 경도 우울(10～14점), 중등도 우울(15～19점), 고도 우울 (20점 이상)로 우울수준을 구분할 수 있다. 본 연구 에서도 PHQ-9 척도 개별문항 응답을 ‘우울감’으로 구성하고, 연구대상자의 우울증 선별도구 9개 문항 에 대한 Cronbach's α값은 0.994로 측정되었다.

3. 가설설정

변수간의 구조적 관계를 분석하기 위해 다음과 같이 17가지의 가설을 설정하고 이를 검증하였다.

4. 분석방법

IBM SPSS Statistics 29.0을 이용하여 연구대상 자의 일반적 특성(성별, 연령, 교육수준, 직업군, 경 제활동 여부, 결혼 여부, 개인소득 4분위수, 건강보 험유형)에 대해 빈도분석을 실시하고, AMOS 29.0 을 사용하여 건강인지가 우울감에 미치는 영향과 신체활동 및 범불안장애의 연속다중매개효과를 검 증하였다. 모형적합도 평가 기준은 χ2(p)0≥0.05, Q 값(=CMIN/DF)≤3, RMR≤0.05, GFI≥0.9, AGFI≥ 0.85, NFI≥0.9,TLI≥0.9, CFI≥0.9, RMSEA≤0.05로 하였고 모형적합도 수용기준은 Q값≤5, GFI≥0.85, AGFI≥0.80, NFI≥0.85, TLI≥0.85, CFI≥0.85, RMSEA≤0.08)로 사용하였다[22]. 측정변수들의 내 적 일관성을 확인하기 위하여 개념신뢰도(Construct Reliability; CR)와 집중타당도(Convergence Validity; CV)에 대한 분석을 실시하였고, Bootstrap 방법과 팬텀변수분석을 사용하여 신체활동과 범불 안장애의 다중매개효과를 검증하였고 매개효과의 유의성은 95% 신뢰구간 내에서 평가하였다.

Ⅲ. 연구결과

1. 일반적 특성

본 연구는 연구대상의 일반적 특성으로 성별, 연령, 소득수준(4분위 기준), 교육수준, 결혼여부, 건강보험 종류, 경제활동 여부, 직업군, 평균 우울 감 점수를 분석하였다. 성별에서는 남자가 236명 (51.8%), 여자가 220명(48.2%)이었다. 연령은 노년 층이 310명(68.0%)으로 가장 많았고, 중장년층이 137명(30.0%), 청년층이 9명(2.0%)으로 가장 적었 다. 소득수준은 하 수준이 122명(26.8%)으로 가장 많았고, 중하 수준이 114명(25.1%), 상 수준이 108 명(23.7%)으로 가장 적었다. 교육수준은 초졸이하 가 180명(42.5%)으로 가장 많았고, 고졸과 대졸이 상이 각각 93명(21.9%)씩 이었으며, 중졸이 58명 (13.7%)으로 가장 적었다. 결혼여부에서는 기혼이 430명(94.3%)으로 대부분이었으며, 건강보험 종류 에서는 국민건강보험(직장)이 243명(53.3%)으로 가 장 많았고, 의료급여가 40명(8.8%)으로 가장 적었 다. 경제활동 여부에서는 경제활동 대상자가 341명 (50.4%)이었고, 직업군은 기타가 226명(54.3%)으로 가장 많았으며, 화이트칼라가 70명(16.8%)으로 가 장 적었다. 그리고 일반적 특성에 따른 우울감 차 이를 분석한 결과, 성별에서는 여자가 3.1점(±4.2), 남자가 1.9점(±3.6)으로 여자가 높았으며, 통계적으 로 유의한 차이가 있었다(p<.01). 소득수준에서는 하 수준이 3.5점(±5.2)으로 가장 높았고, 그 다음 중하 수준이 2.3점(±3.8), 중상 수준이 2.0(±3.2)점 순으로 나타났다. 그리고 소득수준 간 차이는 통계 적으로 유의하였다(p<.05, post hoc: a>c). 결혼여 부에서는 미혼이 6.3점(±6.4), 기혼이 2.2점(±3.6)으 로 미혼이 높았으며, 통계적으로 유의한 차이가 있 었다(p<.01). 건강보험종류에서는 의료급여가 4.8점 (±6.2)으로 가장 높았고, 이어서 국민건강보험(지 역)이 3.1점(±4.5), 국민건강보험(직장)이 1.8점(±2.8) 순으로 나타났다. 그리고 건강보험종류 간 차이는 통계적으로 유의하였다(p<.001, post hoc: a,c>b). 경제활동 여부에서는 미취업집단이 2.8점(±4.3), 취 업집단이 2.1점(±3.5)으로 미취업집단이 높았으며, 통계적으로 유의한 차이가 있었다(p<.05). 그러나 연령, 교육수준 및 직업군의 집단 간 우울감 차이 는 통계적으로 유의하지 않았다.<Table 1>. 따라서 연구대상에 따른 H1에서 H8의 검증결과는 다음과 같다.

2. 확인적 요인분석

본 연구에서는 건강인지, 신체활동, 범불안장애 및 우울감을 잠재변수로 사용하는데 해당 변수들 에 대한 측정모형을 수립한 후 확인적 요인분석을 실행하여 최적의 측정모형을 도출하였고, 이를 토 대로 구조모형 분석을 실시함으로써 변수 간 직· 간접효과의 유의성을 검증하였다. 최초 측정모형 (M4-34)의 개별 측정변수 신뢰도 판단기준은 표준 화 회귀계수를 0.65 이상으로 설정하고, 모형적합 도를 크게 훼손시키지 않는 범위 내에서 건강인지 중 주관적 건강인지(G11)는 표준화 회귀계수가 .541이지만 예외로 측정변수로 채택하였다. 최초 측정모형(M4-34)을 기반으로 모델적합도를 감소시 키는 S27, G12, G16, S210 등을 순차적으로 삭제하 여 최종 측정모형(M4-24-2)을 가지고 모형적합도 지수(Model Fit Indices)와 개념신뢰도, 집중타당도 및 판별타당도를 평가하였다. 적합도 평가기준은 χ2(p)≥.05, Q값(=CMIN/DF)≤3, RMR≤.05, GFI ≥.9, AGFI≥0.85, NFI≥.9, TLI≥.9, CFI≥.9, RMSEA≤.05를 설정하고, 특히 RMSEA≤.08을 수 용 가능한 기준으로 설정하여 모형적합도 지수를 평가하였다. 최종 측정모형의 적합도 평가결과, Q 값(=CMIN/DF): 3.45, RMR: 0.14, GFI: 0.911, AGFI: 0.890, NFI: 0.973, TLI: 0.978, CFI: 0.981, RMSEA: 0.058로 모든 지수가 양호한 것으로 나타 나 해당 모형은 수용 가능하다고 판단하였다.

수정된 최종측정모형의 타당성 검증을 위해 집 중타당도 및 판별타당도를 평가하였다. 각 잠재변 수의 측정변수들이 동일한 개념을 일관되게 측정 하고 있는지를 판단하는 지표인 집중타당도는 CR 이 0.7 이상, AVE가 0.5 이상이기 때문에 집중타당 도는 충족하는 것으로 평가되었다. 각 잠재변수가 다른 잠재변수들과 개념적으로 명확히 분리되어 측정되었는지를 검증하는 지표인 판별타당도는 본 연구에서 최종 측정모형의 잠재변수 간 상관계수 가 가장 큰 것은 –0.802로 S2와 U4이며, 두 잠재 변수 간 결정계수(R2)는 0.643(0.802×0.802)이고 S2 와 U4간의 상관관계의 제곱, 즉 결정계수(0.643)가 AVE보다 모두 작은 값을 나타내기 때문에 판별타 당도가 충족되었다고 평가되었다<Table 2>.

따라서 최종 측정모형이 모형적합도와 개념신뢰 도, 집중타당도, 판별타당도가 모두 확보되었기 때 문에 이 최종 측정모형을 기반으로 추가적인 수정 없이 최종 구조모형으로 확정하여 분석하였다.

3. 연속다중매개효과 분석

잠재변수인 건강인지, 신체활동, 범불안장애, 우 울감의 최종 구조모형(M4-24-2)은 <Figure 1>에 나와 있다. 최종 구조모형(M4-24-2)을 분석한 결과, 변인 간 비표준화 계수와 표준화 회귀계수 추정치 는 <Table 3>과 같다. <Table 3>에서 제시한 바와 같이 건강인지가 우울감에 미치는 영향을 분석한 결과, 통계적으로 유의하지 않았다(B=.116, p>.05).

<Figure 1>

Final structural model

1) G1 = Health perception, S2 = Physical activity, B3 = Generalized anxiety disorder, U4 = Depressive mood

따라서 건강인지가 우울감에 영향을 미치지 않 는다. 건강인지가 신체활동에 미치는 영향을 분석 한 결과, 통계적으로 유의하였다(B=.372, p<.001). 즉 건강인지가 신체활동에 정(+)의 영향을 미친다. 신체활동이 범불안장애(B3)에 미치는 영향을 분석 한 결과, 통계적으로 유의하였다(B=-.989, p<.05). 즉 신체활동이 범불안장애에 부(-)의 영향을 미친 다. 범불안장애가 우울감에 미치는 영향을 분석한 결과, 통계적으로 유의하였다(B=.233, p<.001). 즉 범불안장애가 우울감에 정(+)의 영향을 미친다. 신 체활동이 우울감에 미치는 영향을 분석한 결과, 통 계적으로 유의하였다(B=-7.707, p<.001). 즉 신체 활동이 우울감에 부(-)의 영향을 미친다. 건강인지 가 범불안장애에 미치는 영향을 분석한 결과, 통계 적으로 유의하지 않았다(B=-.286, p>.05). 즉 건강 인지가 범불안장애에 영향을 미치지 않는다.

따라서 H9에서 H14의 검증결과는 다음과 같다. H9와 H14는 기각되고 H10～H13은 채택되었다.

최종 구조모형(M4-24-2)에 포함된 연속다중매개 효과를 비롯한 3가지 개별 매개경로의 간접효과를 분석하기 위해 Bootstrap 방법 기반의 팬텀변수 분 석을 수행하여 각 매개효과의 통계적 유의성을 검 증하였다.

<Table 4>에 따르면, 건강인지가 우울감에 미치 는 개별 간접효과는 P13, P22, P32 팬텀경로를 통해 확인할 수 있으며, 구체적인 결과는 다음과 같다.

건강인지가 우울감에 미치는 총효과는 –2.905, 직접효과는 .116, 총간접효과는 –3.021이다. 하지 만 건강인지와 우울감 간에 신체활동과 범불안장 애가 연속다중매개역할은 하지 않는 것으로 나타 났고(IE_1=–.086, p>.05), 범불안장애 역시 건강인 지와 우울감 간에 매개역할을 하지 않는 것으로 나타났다(IE_3=–.067, p>.05). 반면, 건강인지와 우 울감 간에 신체활동은 매개역할을 하는 것으로 분 석되었다(IE_2=–2.868, p<.05).

따라서 H15에서 H17의 검증결과는 다음과 같 다. H15와 H17이 기각으로 동일하였고 H16만 반 대로 나왔다.

Ⅳ. 고찰

본 연구는 2022년 국민건강영양조사 자료를 활 용하여 당뇨병과 고혈압의 동반이환자를 대상으로 건강인지가 우울감에 미치는 영향을 구조방정식모 형(SEM)을 통해 규명하고, 신체활동과 범불안장애 (GAD)의 매개효과를 통합적으로 검증하였다는 점 에서 의의가 있다. 특히 만성질환자의 정신건강 연 구가 대부분 단일 경로 또는 단순 상관관계 중심 으로 이루어진 데 비해, 본 연구는 건강인지 → 신 체활동 → 범불안장애 → 우울감이라는 복합적인 심리·행동 경로를 하나의 모델에서 검증했다는 점 에서 기존 연구보다 한 단계 진전된 분석틀을 제 공한다. 연구 결과, 건강인지가 우울감에 직접적인 영향을 미치지 않고, 신체활동을 매개로 할 때만 유의한 간접효과가 확인되었다. 반면 범불안장 애의 매개효과와 신체활동 → 범불안장애의 연속 다중매개효과는 유의하지 않았다. 이러한 결과는 만성질환자의 정신건강이 인지적 요인보다 행동적 요인의 영향을 더 직접적으로 받는 구조적 특성을 반영하는 것으로 해석할 수 있다.

첫째, 건강인지가 우울감에 직접적인 영향을 미 치지 않았다는 결과는 기존 선행연구들과 일부 상 반된 측면이 있다. Jeong & Kim[4]은 만성질환자 의 주관적 건강인지가 우울 증상과 정적인 관련성 을 갖는다고 제시하였고, Lee[5]도 건강인지가 불 안·우울에 직접적 영향을 준다고 보고하였다. 그러 나 이들 연구는 대부분 회귀분석 또는 단순 경로 분석에 그쳤다는 한계가 있으며, 본 연구처럼 건강 인지·우울감·신체활동·불안 등을 모두 잠재변수로 구성하여 측정오차를 통제한 뒤 관계를 분석한 것 이 아니었다. SEM을 활용한 본 연구에서는 건강인 지의 영향이 직접 경로에서는 유의하지 않았으나 신체활동을 통한 간접 경로에서만 유의하다는 보 다 정교한 구조가 확인되었다. 즉, 건강인지가 향 상되면 긍정적 정서가 즉각적으로 우울감 감소로 이어지는 것이 아니라, 자기효능감 향상 → 실제 신체활동 증가 → 정서적 안정이라는 행동경유적 경로를 거쳐 우울감이 감소하는 것이다. 이는 건강 인지가 우울감에 미치는 영향이 단선적이기보다는 건강행동이라는 실행적 변화가 함께 이루어질 때 비로소 정서적 효과가 나타나는 구조임을 보여준 다. Choi[12]와 Lee[14]의 연구에서도 주관적 건강 인지가 실제 건강행동과 밀접한 관련이 있으며, 건 강인지가 단독으로 정서를 결정하기보다는 행동 변화를 통해 실질적인 건강결과로 이어진다고 해 석한 바 있다. 본 연구 결과 또한 이와 부합한다고 볼 수 있다. Bandura[23]의 자기효능감 이론에서도 행동 수행이 인지 변화보다 정서적 결과에 직접적 영향을 미친다고 설명하고 있으며, 본 연구는 이러 한 이론을 실증적으로 지지했다. 이는 만성질환자 의 정신건강개입이 ‘생각을 바꾸는 것’에 머무는 것이 아니라, ‘행동을 변화시키는 것’을 중심으로 설계되어야 함을 강조한다.

둘째, 신체활동의 강력한 매개효과는 본 연구의 핵심적인 시사점이다. 신체활동은 건강인지가 우울 감에 영향을 미치도록 연결하는 유일한 유의한 경 로로 확인되었으며, 이는 국내 선행연구에서 보고 된 바와 일치한다. Kim & Park[9]은 만성질환 노 인의 건강인지가 우울을 감소시키는 과정에서 신 체활동이 매개효과를 보인다고 하였고, Jeong & Kim[4] 역시 신체활동이 정서적 안녕과 우울감 완 화에 중요한 요인이라고 강조하였다. 더 나아가 Cho & Ahn[17], Son et al.[16]의 연구에서는 신체 활동이 건강인지의 변화와 정서적 안녕을 촉진하 는 과정에서 중심 역할을 수행함을 보여주었는데, 신체활동이 생리적 조절, 기분전환, 회복탄력성 향 상 등 다양한 경로를 통해 정신건강 개선에 기여 한다는 점을 뒷받침한다. 또한 Park et al.[24]의 연 구에서도 신체활동 참여 수준이 높을수록 주관적 건강상태와 삶의 질이 긍정적으로 나타나는 경향이 확인되었는데, 특히 신체활동은 만성질환 관리 과 정에서 신체적 기능 유지뿐 아니라 정서적 안정과 건강 인식 향상에도 영향을 미치는 요인으로 보고 되었다. 이러한 연구결과는 본 연구에서 확인된 신 체활동의 매개효과와 맥락을 같이하며, 만성질환자 의 정신건강 관리에서 신체활동 증진이 핵심적인 행동적 중재요인으로 기능할 수 있음을 시사한다. 특히 만성질환자의 경우 신체활동은 질환 조절뿐 아니라 자기효능감 강화, 스트레스 감소, 규칙적 생 활 리듬 유지 등 여러 경로를 통해 정신건강을 개 선하는 것으로 알려져 있으며[15], 본 연구에서 신 체활동이 범불안장애를 낮추고 우울감을 직접적으 로 크게 감소시킨 결과는 이러한 이론적·경험적 근거를 다시 한번 확인시켜 주며, 이는 만성질환자 의 정신건강 증진 전략에서 신체활동 촉진을 중심 축으로 설정해야 한다는 중요한 근거를 제공한다.

셋째, 범불안장애는 우울감의 강력한 위험요인 이었으나 건강인지와 우울감 사이의 매개효과는 존재하지 않았다. Qi et al.[3]은 만성질환자의 불안 과 우울이 장기간 상호 영향을 미친다고 보고하였 고, Chen et al.[2]은 특정 만성질환군에서 불안이 과소평가되며 실제 우울감 악화와 밀접하게 관련 됨을 지적하였다. 범불안장애는 불안의 강도보다 ‘지속성’이 특징으로, 불안의 만성화가 우울로 전이 되는 과정에서 중요한 매개적 역할을 한다. 본 연 구에서도 이러한 경향이 확인되어 범불안장애는 우울감에 유의한 정(+)의 영향을 미쳤지만, 건강인 지와의 직접적인 구조적 관계는 미약했다. 이는 불 안이 건강인지보다 더 심리적·생리적 체계에 기반 한 자율적 정서 요인임을 보여주는 결과라 할 수 있다. 즉 건강을 긍정적으로 인식한다고 해서 불안 이 감소하는 것은 아니며, 불안 수준은 개인의 신 경생물학적 요인, 지속적 걱정, 생활 스트레스 등 과 더 깊은 관련이 있다[10]. 따라서 불안 수준이 높은 만성질환자의 정신건강 수준을 증진시키기 위해서는 인지적 측면(자기 건강에 대한 인지)을 개선하는 동시에, 이를 실제 신체활동으로 전환할 수 있는 행동적 개입이 병행되어야 하며, 운동 프 로그램만으로 충분한 효과를 기대하기보다는 심리 치료, 상담, 정서조절 훈련 등의 정서중심 접근이 병행되어야 한다는 시사점을 제시한다. 이는 단순히 건강교육만으로는 우울감 완화에 한계가 있으며, 신 체활동 프로그램과의 결합과 함께 정서적 조절의 통합적 개입 구조가 요구되며, 이는 기존의 선행연 구 White et al.[25]의 만성질환 관리 과정에서 환자 가 사고, 감정, 행동을 지속적으로 조절해야 한다는 인지 행동적 관점과도 일치하며, Leventhal et al.[26] 에서 제시한 건강 관련 행동이 단일한 인지적 경로가 아닌 인지와 정서의 통합적 작용에 의해 결정되는 자 기조절모형(Common-Sense Model of Self-Regulation) 의 개념과도 그 맥락을 같이한다.

넷째, 본 연구에서 연속다중매개효과가 나타나지 않은 것도 주목할 만하다. 이는 건강인지→ 신체활동 → 범불안장애 → 우울감이라는 순차적 구조가 만성 질환자의 실제 심리·행동 패턴과는 일치하지 않는다 는 것을 의미한다. Leventhal et al.[26]은 만성질환자 의 건강 관련 행동과 정서는 병렬적 또는 교차적으 로 영향을 주며 단일 방향 흐름보다는 다차원적 구 조를 갖는다고 설명한 바 있는데, 본 연구 결과는 이 러한 이론적 논의를 실증적으로 뒷받침한다. 즉, 신 체활동은 건강인지의 영향을 받지만 범불안장애와 순차적으로 연결되지 않으며, 범불안장애는 독립적으 로 우울감에 강한 영향을 미치는 구조를 가진다. 이 는 향후 만성질환자의 정신건강 중재가 ‘일괄적·선형 적 모델’이 아닌, 요인별 특성을 고려한 ‘맞춤형·다차 원적 접근’으로 설계되어야 한다는 점을 시사한다.

다섯째, 본 연구의 일반적 특성 분석에서 미혼 자, 저소득층, 의료급여 수급자, 경제활동 미참여자 의 우울감이 더 높았다는 결과도 중요한 해석을 제공한다. Sun et al.[7]와 Gao et al.[8]은 사회경제 적 취약계층에서 우울 위험이 현저히 높다고 보고 하였으며, Choi et al.[27]역시 만성질환이 단순한 신체적 건강문제에 그치지 않고 정신건강과 밀접 하게 연결되어 있으며, 특히 사회적 취약계층에서 이러한 경향이 더욱 뚜렷하게 나타날 수 있음을 제시하였는데 이는 본 연구의 결과와도 일치한다. 본 연구에서 특히 미혼자의 우울감이 높았던 것은 가족·배우자 등 안정적 사회적 지지체계의 부재와 만성질환 관리 부담의 증가가 복합적으로 작용했 을 가능성을 보여준다. 또한 의료급여군과 저소득 층에서 우울감이 높았다는 결과는 경제적 어려움 이 의료 접근성과 정서적 회복에 장벽으로 작용함 을 시사한다. 특히 의료 접근성의 격차가 단순한 건강 불평등을 넘어 심리적 불평등으로 확장되고 있음을 보여주는데 이러한 요인은 건강인지, 신체 활동, 우울감 간의 구조적 관계에 영향을 미칠 수 있으며, 정책적 접근에서 사회경제적 취약층을 최 우선적으로 고려해야 한다는 점을 강조함과 동시 에 사회적 지지체계 강화, 지역사회 연계 프로그램 활성화 등 다차원적 접근이 필수적임을 시사한다.

그러나 본 연구는 다음의 몇 가지 한계점을 갖 는다. 첫째, 본 연구는 단년도 국민건강영양조사 자료를 활용한 것으로 인과관계 해석에는 제한이 있다. 건강인지 → 신체활동 → 우울감이라는 경로 가 통계적으로 유의하였지만, 이러한 관계가 시간 적 순서를 반영하는지 확인하기 위해서는 종단 연 구가 필요하다. 향후 동일 대상자를 추적하는 패널 연구나 종단적 구조모형을 통해 인과적 명확성을 확보해야 한다. 둘째, 건강인지, 신체활동, 범불안 장애, 우울감은 모두 자기보고식 문항으로 측정되 었다는 점이다. 자기보고 방식은 기억오차, 사회적 바람직성 편향 등의 영향을 받을 수 있다. 특히 신 체활동의 경우 웨어러블 기반의 객관적 측정이 이 루어졌다면 더 정확한 분석이 가능했을 것이다. 또 한 건강인지 문항의 주관성 문제도 향후 연구에서 보완할 필요가 있다. 셋째, 본 연구는 당뇨병·고혈 압 동반이환자만을 대상으로 하였기 때문에 연구 결과를 다른 만성질환 또는 단일질환군에 일반화 하기 어렵다. 특히 이상지질혈증, 심장질환, 만성신 질환 등 다른 만성질환군과 비교하는 분석이 이루 어지지 않았으며, 질환 특성에 따라 건강인지·불 안·우울 경로가 달라질 수 있다. 향후 질환 유형별 비교 연구의 필요성도 제기된다. 넷째, 본 연구는 사회적지지, 자기효능감, 건강문해력, 생활스트레스 등 중요한 심리·환경적 요인을 포함하지 못했다. 이러한 변수들은 건강행동과 정신건강의 연관성에 중요한 조절 혹은 매개 역할을 수행할 수 있으며 [5], 본 연구에 포함되지 않음으로 인해 경로의 설 명력이 일부 제한되었다. 따라서 이들 변인을 통합 한 확장모형의 연구도 필요할 것으로 사료된다.

Ⅴ. 결론

본 연구는 2022년 국민건강영양조사 자료를 활용 하여 당뇨병과 고혈압의 동반이환자를 대상으로 건 강인지가 우울감에 미치는 영향을 구조방정식모형을 통해 분석하고, 그 과정에서 신체활동과 범불안장애 (GAD)가 어떠한 매개기제를 작동시키는지 규명하고 자 하였다. 연구 결과, 건강인지는 우울감에 직접적 인 영향을 미치지 않았으며, 신체활동을 매개로 할 때만 유의한 간접효과가 나타났다. 반면 범불안장애 는 우울감에 영향을 미치는 중요한 정서적 요인이었 음에도 불구하고 건강인지와 우울감 간의 매개효과 를 수행하지는 못하였고, 두 매개변인이 순차적으로 작동하는 연속다중매개모형 또한 유의하지 않았다. 이러한 결과는 만성질환자의 정신건강관리에서 건강 인지, 신체활동, 정서적 요인이 각기 상이한 경로로 작용한다는 점을 명확히 보여주며, 기존 단선적 접 근보다 복합적·다차원적 접근이 필요함을 시사한다.

본 연구는 건강인지 → 신체활동 → 우울감의 간접경로, 범불안장애의 독립적 영향력, 취약계층 의 정신건강 취약성을 확인함으로써 만성질환자의 정신건강관리 전략을 재구성할 수 있는 실질적 근 거를 제시하였다. 특히 신체활동은 건강인지의 효 과를 실질적 정서 안정으로 전환시키는 핵심 매개 요인으로 밝혀졌으며, 이는 향후 임상현장·지역사 회 보건정책에서 신체활동 기반 중재가 우울감 완 화의 중심축이 되어야 함을 의미한다. 아울러 불안 수준이 높은 동반질환자에 대해서는 상담, 심리중 재, 불안감소 프로그램 등 별도의 정서적 개입이 병행되어야 한다. 향후 연구는 종단자료 활용, 객 관적 신체활동 측정, 다양한 심리·사회환경 요인의 통합, 질환군 비교 등을 통해 본 연구의 결론을 더 욱 확장하고 정교화할 필요가 있다. 그럼에도 불구 하고 본 연구는 국내 만성질환자의 정신건강 경로 를 구조적으로 해석한 기초연구로서, 만성질환자 정신건강관리의 실제적·정책적 근거 제공에 기여 한 점에서 그 의의를 가진다고 할 수 있겠다.

결론적으로 본 연구는 건강인지가 신체활동을 통해 우울감에 영향을 미친다는 점, 범불안장애는 우울감의 독립적 예측요인이라는 점, 사회경제적 취약계층의 정신건강 취약성이 두드러진다는 점을 규명함으로써 만성질환자 정신건강관리의 새로운 방향을 제시하고 그 근거를 제공하였다. 따라서 향 후 지역사회 기반 건강증진사업, 의료기관의 만성 질환관리 프로그램, 정신건강복지센터의 통합서비 스 등 다양한 프로그램 설계 시 환자의 주관적 건 강인지 향상과 함께 개인의 일상 속 신체활동을 체계적으로 증진할 수 있는 다차원적 개입전략을 마련할 필요가 있다.