Ⅰ. 서론

한국의 생산연령인구는 2012년을 기점으로 급격 히 감소되는 추세인 반면, 고령인구는 지속적으로 증가하는 추세를 보이며 전 세계에서 유례없이 빠 른 속도로 고령화가 이루어지고 있다[1]. 급증하는 노인인구로 인해 노인의 삶의 질이 사회 전반의 삶의 질에도 큰 영향을 미치고 있으며, 이와 더불 어 노인인구의 내부 다양성 확대로 인해 삶의 질 과 관련된 세부적인 연구에 대한 수요도 급증하고 있다[2]. 삶의 질 중에서도 건강 관련 삶의 질 (health-related quality of life: HRQoL)은 개인의 인지 수준, 경험, 신념 등과 연관되며[3], 개인의 신체적 기능만을 측정하는 것이 아닌 정신적, 사회 적 측면을 모두 포함한다[4]. 우리나라의 70세 이 상 인구의 건강관련 삶의 질은 2008년 0.796, 2013 년 0.825, 2020년 0.864로 지난 10년간 대체로 개선 되는 추세를 나타냈다[5]. 이는 노인 복지정책의 추진과 전반적 사회 환경의 개선으로 인한 결과인 것으로 추정된다.

건강관련 삶의 질은 개인의 건강위험행태와 밀 접한 관련을 갖는데, 비만, 흡연, 음주, 신체활동 부족과 같은 건강위험행태는 건강 관련 삶의 질에 부정적 영향을 미치는 것으로 알려져 있다[6][7]. 이와 관련된 많은 연구는 생활습관을 건강관련 삶 의 질의 영향요인으로 가정하고 노년층을 대상으 로 건강위험행태에 따른 건강관련 삶의 질의 변화 를 단방향적(unidirectional)으로 분석하였다. 선행 연구에 따르면 흡연자의 건강관련 삶의 질은 비흡 연자에 비해 낮게 나타났으며, 특히 타 연령층과 비교했을 때 노년층의 신체적 건강관련 삶의 질이 흡연행태에 따라 큰 차이를 보였다[8]. 음주행태에 따라서는 음주를 절제하는 것보다 적당량을 소비 할수록 건강관련 삶의 질이 높았거나, 월 5회 이상 의 음주를 할수록 삶의 질이 높게 관찰되기도 하 였다[9][10]. 신체활동은 노인의 건강 관련 삶의 질 의 주요 예측인자인 것으로 나타났다[11]. 노인의 높은 체질량 지수 수준은 다양한 만성질환의 위험 요인으로 작용하여 낮은 건강관련 삶의 질과 연관 되어 있었으나, 일부 선행연구에서는 정상 체질량 지수 범주 집단에 비해 과체중 집단의 정신적 건 강관련 삶의 질이 높게 나타나기도 하였다[12].

삶의 질 수준은 연령대에 따라 상이하게 분포하 며, 고령자는 청소년기, 중장년기와는 다른 생애주 기에 있다. 고령자가 경험하는 건강위험행태는 생 애주기를 거치며 형성된 습관에 더 크게 영향을 받는다. 노화와 관련된 생리적, 심리적 변화는 건 강 관련 삶의 질을 인식하는 방식에 영향을 미칠 수 있으며, 고령화로 인한 신체적 변화와 기능적 제약은 건강 관련 삶의 질에 대한 영향 요인으로 작용할 수 있다. 고령자는 만성 질환 및 건강 문제 에 노출될 가능성이 저연령층에 비해 더 높다. 질 환과 건강 상태는 건강 관련 삶의 질에 직간접적 인 영향을 미칠 수 있으며, 이로 인해 다른 연령군 과는 상이한 인식이 형성될 수 있다. 특히 노화는 건강에 대한 의식을 변화시킬 수 있다. 과거 흡연 이나 음주를 경험하지 않은 고령자가 건강이나 기 능의 변화 또는 주변 환경의 변화로 인해 이러한 습관을 얻거나, 역으로 흡연 및 음주자도 건강위험 행태의 정도를 줄이고자 시도할 수 있다. 이에 노 인을 대상으로 건강위험행태와 건강 관련 삶의 질 간의 관계에 대한 연구가 다수 이루어졌으나, 대부 분이 인과관계를 파악하기 어려운 횡단면적 연구 설계를 채택하였고, 도출된 근거의 방향 또한 혼재 되고 있는 상황이다. 이에 본 연구에서는 국가적 대표성을 가지는 종단 패널자료를 이용하여 고령 층의 건강위험행태와 건강 관련 삶의 질 간의 상 호인과적 관계를 탐색하여 선행 연구의 제한점을 보완하고자 하였다.

Ⅱ. 연구방법

1. 자료원

본 연구에서는 한국보건사회연구원과 국민건강 보험공단에서 제공하는 2015-2018년 한국의료패널 연간 데이터를 활용하였다. 한국의료패널은 종단적 관찰을 통해 국가 보건의료체계의 접근성과 대응 성 향상 및 효율화를 위한 기초자료를 제공함을 목표로 한다[13]. 본 연구에서는 분석대상 연도 중 한 번 이상 조사에 참여한 15,521명 중 조사에 응 답하지 않은 연도가 있었던 3,559명, 연구변수에 결측이 있었던 1,345명, 2015년도 기준 65세 미만 이었던 7,397명을 제외한 3,220명을 최종 분석 대 상으로 설정하였다. 본 연구는 공개된 2차 자료원 을 활용하여 수행된 것으로, 단국대학교 생명윤리 심의위원회로부터 심사면제대상임을 확인받았다 (DKU-2020-12-007).

2. 변수 정의

한국의료패널에서는 EuroQol-5 Dimension-3 Level(EQ-5D-3L)을 이용하여 건강 관련 삶의 질을 측정한다. EQ-5D-3L은 현재의 건강 상태를 질문하 는 5개의 영역(운동능력, 자기관리, 일상생활, 통증 /불편감, 불안/우울)에 대하여 3개의 수준(문제 없 음, 다소 문제 있음, 심각한 문제 있음)으로 구성된 다. 즉 EQ-5D-3L은 건강 관련 삶의 질을 11111(모 든 영역에서 문제없음)에서 33333(모든 영역에서 심각한 문제 있음)까지의 5자리 숫자로 기술한다. 그러나 EQ-5D-3L은 측정가능한 건강상태가 243단 계로 한정되고, 이를 일반 인구집단에 적용했을 때 많은 응답자가 모든 영역에서 건강상태를‘문제없 음’(full-health state)으로 보고하는 천장효과(ceiling effect)로 인해 건강 상태의 적절한 분류가 어렵다 는 한계가 지적된 바 있다[14]. 천장효과를 보정하 기 위한 방안으로 ordinary least squares 회귀모 형, 중도절단최소절대편차(censored least absolute deviations: CLAD) 모형, two-part 모형(two-part model: TPM), 로그변환을 포함한 two-part 모형 (TPM with a log-transformed EQ-5D index: TPM-L) 등이 제안되었다[15]. 모형 간 성능평가를 수행한 선행연구에 의하면 타 모형에 비해 TPM-L 의 천장효과 보정이 비교적 우수한 것으로 보고되 었으며[16], 이에 본 연구에서는 천장효과를 보정 하기 위하여 TPM-L을 분석모형에 활용하였다. 조 사된 EQ-5D-3L은 시간교환법(time trade-off)을 사 용하여 한국인에 맞게 개발한 질 가중치 예측 공 식을 통해 도출한 효용값(utility index)으로 변환하 여 분석에 사용하였다[17].

건강위험행태는 흡연, 음주, 중등도 신체활동 실 천 여부, 정상범위 외의 체질량지수 여부의 합계를 이용하여 산출하였다[18]. 흡연은 ‘현재 매일 피움’, ‘가끔 피움’, ‘과거에는 피웠으나 현재 피우지 않 음’, ‘피운 적 없음’으로 측정되었으며, 이를 현재 흡연 여부에 따라 ‘현재 흡연’, ‘현재 비흡연’으로 구분하였다. 음주는 ‘평생 마시지 않음’, ‘최근 1년 간 금주’, ‘월 1회 미만’, ‘월 1회’, ‘월 2-3회’, ‘주 1 회’, ‘주 2-3회’, ‘거의 매일 음주’로 측정되었으며, 이를 ‘최소 월 1회 이상’과 ‘그 외’로 구분하였다. 중등도 신체활동의 경우 “지난 일주일 동안 평소 보다 숨이 조금 가쁘고 심장박동이 조금 증가하는 중간 정도의 신체활동을 10분 이상 한 날은 며칠 입니까?”의 질문에 대하여 일 단위로 측정되었으 며, 주 1일 이상인 경우를 신체활동을 하는 것으로 정의하였다. 체질량 지수는 대상자가 응답한 신장 (cm)과 체중(kg) 값을 이용하여 산출하였으며, ‘정 상 범위’(18.5-24.9 kg/m2)와 ’정상 외 범위’로 구 분하였다.

통제변수는 성, 연령, 교육수준, 가구소득, 동반 상병을 포함하였다. 연령은 연속형 변수로 출생연 도를 이용하여 산출하였다. 교육수준은 ‘초등학교 졸업 이하’, ‘ 중학교 및 고등학교 졸업’, ‘전문대 졸업 이상’으로 범주화 하였다. 가구소득은 가구원 수에 따른 가중치가 적용된 총 가구소득을 5분위 로 구분하였다. 과거 1년간 관리를 위해 의료기관 을 방문한 만성질환의 질병력에 기초하여 Quan의 ICD-10 전환 알고리즘에 따른 Charlson 동반질환 지수(Charlson Comorbidity Index, CCI)를 산출하 여 모형에 포함하였다.

3. 통계 분석

2015년을 기준으로 연구대상자의 기저특성을 건 강위험행태와 건강 관련 삶의 질에 따라 기술하였 다. 연속형 변수는 정규분포를 따르지 않아 중위수 와 사분위범위를, 명목형 변수는 빈도와 백분율을 각각 기술통계량으로 보고하였다. 연구대상자의 건 강위험행태 특성에 따른 기저특성의 분포에 차이가 있는지를 검정하기 위하여 연속형 변수에 대하여 Kruskal-Wallis equality-of-populations rank test를, 명목형 변수에 대하여 Pearson's chi-squared test를 각각 수행하였다.

건강 관련 삶의 질 특성에 따른 기저특성 분포 차이 분석에 EQ-5D index의 천장효과를 고려하기 위하여 연구대상자를 완전 건강상태(full-health state: EQ-5D index = 1)와 불완전 건강상태(non-full health state: EQ-5D index < 1)로 구분하였다. 각 기저특성별 EQ-5D index의 천장효과 수준을 나타내 기 위하여 완전 건강상태를 보고한 대상자 수와 비 율을 보고하였다[16]. 불완전 건강상태를 보고한 연 구대상자의 기저특성별 EQ-5D index의 분포 차이를 검정하기 위하여 두 범주로 구분되는 변수에 Wilcoxon rank-sum test, 세 범주 이상으로 구분되 는 변수에 Kruskal-Wallis equality-of-populations rank test, 연속형 변수에 Spearman's rank correlation test를 각각 수행하였다. 완전 건강상태 를 보고한 연구대상자의 기저특성별로 완전 건강 상태 여부 분포의 차이를 Wilcoxon rank-sum test 와 Pearson's chi-squared test를 이용하여 검정하 였다.

고령자의 건강 관련 삶의 질과 건강위험행태 간 의 상호적 인과관계를 검정하기 위하여 자기회귀 교차지연모형(autoregressive cross-lagged model: ACLM)을 구축하였다<Figure 1>.

<Figure 1>

Overall structure of the autoregressive cross-lagged panel model

TPM-L 방법에 따라, 건강위험행위의 수와 건강 관련 삶의 질 간의 관계를 살펴보기 위한 모형을 two-part로 구성하였다. 건강위험행위는 개수의 증 가에 따른 proportional odds의 가정을 할 수 없으 므로[19], 다항 로지스틱 회귀모형을, 완전 건강상 태 여부에 대해서는 이항 로지스틱 회귀모형을, 불 완전 건강상태인 대상자의 EQ-5D index에 대해 서는 log-log 회귀모형을 각각 적용할 필요가 있다.

그러나 통상적인 SEM(Structural Equation Modeling)은 선형모형만을 허용하므로 이러한 제한 을 극복하기 위하여 GSEM(Generalized Structural Equation Modeling)을 이용하여 분석을 수행하였 다. 모형 추정 시 cluster-robust standard error를 산출하여 표준오차가 이분산성에 대하여 강건하고 반복측정이 이루어지는 패널 자료의 특성을 반영 할 수 있도록 하였다[20]. 모든 통계적 처리는 Stata/MP 16.1(StataCorp, College Station, TX, USA) 을 사용하였으며, 유의수준은 양측 5%로 설 정하였다.

Ⅲ. 연구결과

1. 연구대상자의 기저특성

1) 건강위험행태

연구대상자의 건강위험행태 수에 따른 기저특성 은 <Table 1>과 같다. 총 3,220명 중 여성이 1,927 명(59.8%)으로 남성보다 많았다. 가구소득은 1분위 가 1,137명으로 가장 많았으며(40.9%), 교육수준은 초졸 이하 1,745명(54.2%), 중/고졸 1,204명(37.4%), 전문대졸 이상 271명(8.4%) 순이었다. 동반상병은 하나 이하인 사람(2,823명, 87.7%)이 더 많았다. 흡 연의 경우 비흡연자(2,905명, 90.2%)가 대부분이었 고, 음주의 경우에도 비음주자(2,191명, 68.0%)가 더 많았다. 체질량지수의 경우 정상범위에 해당하 는 사람이 더 많았다(2,165명, 67.2%). 주 1회 이상 중등도 신체활동 실천 여부의 경우 실천하지 않는 응답자(2,302명, 71.5%)가 더 많았다. 건강 관련 삶 의 질은 불완전 건강상태를 보고한 응답자(1,967명, 61.1%)가 더 많았다. 건강위험행태를 살펴보면 1개 이하(1,754명, 54.5%), 2개(1,151명, 35,7%), 3개 이 상(315명, 9.8%)의 순으로 나타났다. 건강위험행태 수의 분포는 연령, 성, 교육수준, 흡연, 음주, 체질 량지수, 신체활동, 건강관련 삶의 질에 따라 유의 한 차이를 나타냈다(p<0.05)<Table 1>.

2) 건강관련 삶의 질

연구대상자의 건강 관련 삶의 질에 따른 기저특 성은 <Table 2>와 같다. 건강 관련 삶의 질을 불 완전 건강상태로 평가한 연구대상자의 EQ-5D index는 연령, 성, 가구소득, 교육수준, 동반상병, 음주, 신체활동에 따라 통계적으로 유의한 차이를 나타냈다(p<0.05). 남성(0.870±0.147), 가구소득 3분 위(0.870±0.147), 전문대졸 이상의 교육수준 (0.885±0.108), 음주자(0.870±0.147), 주 1회 이상 중 등도 신체활동을 실천하는 경우(0.870±0.139)에 EQ-5D index 값이 컸다. 동반상병의 범주별 EQ-5D index 중위수는 동일하였으나 하나 이하를 보유한 경우의 사분위범위가 더 좁았다. 연구대상 자의 건강 관련 삶의 질의 완전 건강상태 여부는 연령, 성별, 가구소득, 교육수준, 동반상병, 흡연, 음주, 체질량지수, 신체활동, 건강위험행태에 따라 유의한 분포 차이를 보였다(p<0.05). 천장효과는 사회경제적 수준이 높은 가구소득 5분위(62.3%), 전문대졸 이상의 교육수준(67.5%)에서 특히 높았으 며, 연구대상자 전체에서 38.9%였다<Table 2>.

2. 고령자의 건강위험행태와 건강관련 삶의 질 간의 상호적 인과관계

1) 건강위험행태

완전 건강상태였던 응답자 중 기저시점에 한 가 지 이하의 건강위험행태를 가졌던 응답자에 비해 두 가지를 가졌던 응답자는 1년 후에 두 가지 건강 위험행태를 유지할 가능성이 높았으며(RRR=5.460, p<0.001, 95% CI=4.620 to 6.454), 세 가지 이상의 건강위험행태를 가질 가능성은 더 높았다 (RRR=11.096, p<0.001, 95% CI=7.519 to 16.377). 한편, 세 가지 이상의 건강위험행태를 가졌던 응답 자는 1년 후에 두 가지 건강위험행태를 가질 가능 성이 높았으며(RRR=11.705, p<0.001, 95% CI=7.703 to 17.784), 세 가지 이상의 건강위험행태를 유지할 가능성은 매우 높았다(RRR=188.497, p<0.001, 95% CI=112.979 to 314.493).

완전 건강상태가 아니었던 응답자 중 기저시점 에 한 가지 이하의 건강위험행태를 가졌던 응답자 에 비해 두 가지를 가졌던 응답자는 1년 후에 두 가지 건강위험행태를 유지할 가능성이 높았으며 (RRR=5.571, p<0.001, 95% CI=5.654 to 7.959), 세 가지 이상의 건강위험행태를 가질 가능성은 더 높 았다(RRR=8.636, p<0.001, 95% CI=9.068 to 19.315). 한편, 세 가지 이상의 건강위험행태를 가 졌던 응답자는 1년 후에 두 가지 건강위험행태를 가질 가능성이 높았으며(RRR=9.442, p<0.001, 95% CI=7.093 to 16.963), 세 가지 이상의 건강위험행태 를 유지할 가능성은 매우 높았다(RRR=173.873, p<0.001, 95% CI=109.569 to 307.198)<Table 3>.

2) 건강관련 삶의 질

기저시점에 완전 건강상태가 아니라고 응답했던 사람에 비해 완전 건강상태였던 응답자가 1년 후 에 완전 건강상태일 교차비는 5.094배(p<0.001, 95% CI=4.373 to 5.933)였다. 기저시점에 완전 건 강상태가 아니었던 응답자 중 건강위험행태 수가 1개 이하였던 응답자에 비해 3개 이상이었던 응답 자는, 2017년도 EQ-5D index가 2.5%(p=0.025, 95% CI=0.003 to 0.046) 높아졌다. 기저시점에 완전 건 강상태가 아니었던 응답자의 EQ-5D index가 1% 높아질 때마다 2017년 EQ-5D index가 0.632%(p<0.001, 95% CI=0.513 to 0.752) 증가하였 다<Table 4>.

Ⅳ. 고찰

본 연구는 2015-2018년 한국의료패널 연간 데이 터를 이용하여 고령자의 건강 관련 삶의 질과 건 강위험행태 간의 상호적 인과관계를 종단 분석하 였다. 특히 건강 관련 삶의 질 수준의 유지 여부와 건강위험행태 수의 변화 양상을 중점적으로 분석 하였다. 분석 결과, 완전 건강상태라고 응답한 고 령자는 3개년도 모두에서 완전 건강상태를 유지할 가능성이 높았다. 완전 건강상태와 불완전 건강상 태인 고령자 모두에서 두 가지의 건강위험행태를 갖는 고령자는 전년도 대비 다음 연도에 건강위험 행태의 개수를 유지하거나 증가할 가능성이 높았 다. 세 종류 이상의 건강위험행태를 갖는 고령자는 다음 연도에 건강 관련 삶의 질을 더 높게 평가하 는 경향이 있었다.

건강 관련 삶의 질을 불완전 건강상태로 평가한 고령자에 비해 완전 건강상태로 평가한 고령자는 3개 연도에 걸쳐 동일한 건강 관련 삶의 질을 유 지할 가능성이 높았다. 이는 타 연령대와 대비되는 고령인구만의 특성을 통해 이해될 수 있다. 고령자 는 자신의 건강 관련 삶의 질을 긍정적으로 인식 하기 때문에 건강, 소득, 관계 등의 변화에도 불구 하고 삶의 질 인지 수준이 유지되거나 향상되는 이른바 ‘paradox of well-being’현상이 나타나는 것 으로 알려져 있다[21]. 미국의 대규모 표본을 대상 으로 분석한 선행연구에 따르면, 삶의 질 수준은 연 령에 따라 U자형(U-shape) 분포를 갖는다[22]. 이러 한 현상은 고령일수록 죽음과 가까워 자신의 삶이 제한적이라고 인식함에 따라 사회적 관계와 감정을 긍정적으로 개선하고, 더 만족하고자 하는 동기 때 문일 수 있다. 한편, 이는 노년층이 고령화 과정에 서 벗어나고자 노력하는 것으로, 부정적으로 인식되 는 노화로 인한 신체적 변화와 자아에 연속성과 일 관성을 부여하는 역할을 의미하는 ‘ageless self’로 인한 결과로도 부분적으로 설명될 수 있다[22].

한 가지 이하에 비해 두 종류의 건강위험행태를 갖는 고령자는 전년도 대비 다음 연도에 건강위험 행태의 개수를 유지하거나 증가할 가능성이 높았 는데, 이는 완전 건강상태와 불완전 건강상태 고령 자 모두에서 공통적으로 관찰되었다. 이러한 결과 는 한 가지 이상의 건강위험행태가 병행될 경우 군집 현상으로 인해 건강위험행태의 개수가 유지 되거나 더 증가할 수 있다는 선행연구 결과와 일 치한다[24][25]. 건강위험행태를 갖는 개인은 다른 건강위험행태에 대하여 더 취약하며, 건강위험행태 간에는 서로 강한 연관성이 있어 동시 발생 (co-occurrence)하는 경향이 있는 것으로 알려져 있 다[25]. 흡연 행태를 가지고 있는 경우 적은 신체 활동과 높은 과음 빈도가 관찰되었으며, 음주와 흡 연 간에는 특히 강한 연관성이 발견되었다. 선행연 구에서도 흡연자는 적은 신체활동과 과음의 빈도 가 높게 나타났으며, 특히 음주와 흡연 간에 강한 연관성이 있었다[26].

한 종류 이하에 비해 세 종류 이상의 건강위험 행태를 가진 고령자는 전년도 대비 다음 연도에서 건강 관련 삶의 질을 유의하게 더 높게 평가하였 다. 한 종류 이하에 비해 두 종류의 건강위험행태 를 가진 경우에는 통계적으로 유의한 차이는 나타 나지 않았으나, 세 종류 이상의 건강위험행태를 가 진 경우와 방향성은 동일하였다. 흡연과 음주는 스 트레스 해소를 위해 시도되거나, 사회적 결속과 친 밀감의 표현 수단(social smoking/drinking)으로 흔히 이용됨에 따라 심리적 안정 요인으로 작용할 수 있다[27]. 이는 사회참여와 사회적 관계 만족도 등의 사회자본 요인이 높을수록 건강 관련 삶의 질 또한 좋게 인식된다는 기존 연구의 결과와 유 사한 맥락으로 이해될 수 있다[21]. 즉, 건강위험행 태를 행하는 과정에서 형성된 타인과의 유대관계 가 건강 관련 삶의 질 인지에 긍정적 영향을 미치 게 됨에 따라 자신의 건강상태를 좋게 여기게 되 는 것이다. 이러한 결과는 정상체중보다 과체중에 해당하는 사람의 정신 건강 또는 전반적인 건강 관련 삶의 질이 높다고 보고한 선행연구 및 일정 수준의 음주와 흡연을 하는 사람의 건강 관련 삶 의 질이 건강위험행태를 더 적게 하는 사람에 비 해 오히려 높았다는 선행연구의 결과와 유사하다 [9][10][28][29]. 특히 한국 사회가 노인의 음주 또 는 흡연에 관하여 타 연령층에 비해 관대하게 받 아들이는 경향이 있음을 고려할 때 더욱 설득력을 갖는다[30].

Ⅴ. 결론

고령자의 건강 관련 삶의 질과 건강위험행태 간 에는 유의한 상호적 인과관계가 있었다. 이 연구는 단면적 연관성 또는 단방향성 인과관계를 분석한 기존의 연구에서 나아가, 국가적 대표성을 갖는 종 단패널 자료의 특장점을 살린 자기회귀교차지연모 형(ACLM) 적용을 통해 time-varying unit effect 및 reciprocal relationship을 고려하여 건강 관련 삶의 질과 건강위험행태 간의 인과성 검증을 수행 하였다. 특히 EQ-5D-3L 도구를 이용해서 일반인구 집단의 HRQoL을 기술할 때 발생하는 문제로 알려 진 천장효과를 TPM-L 방법을 이용해 보정하였으 며, 완전 건강상태 여부와 같은 비선형자료를 다룰 수 있는 GSEM을 종단분석에 확장 적용하여 선행 연구의 한계점을 보완하였다는 점에 의의가 있다.

본 연구는 몇 가지 제한점이 있다. 첫째, 네 가 지 건강위험행태 여부에 따라 계수 합산하여 모형 에 투입하였기 때문에 개별 건강위험행태의 영향 을 파악하기 어려웠다. 또한 시점별로 동일한 건강 위험행태 수가 유지되었지만 세부적인 건강위험행 태의 조합이 달라지는 시나리오가 모형에 반영되 지 못하였다. 둘째, 자료의 특성상 discrete-time 모 형을 구축하였기에 측정간격 변화가 분석 결과에 영향을 미칠 수 있다. 셋째, EQ-5D-3L을 이용한 HRQoL 측정 시 관찰되는 문제로 알려진 천장효 과를 고려한 분석을 수행하였으나, TPM-L 방법을 이용해 이를 보정한 후에도 완전 건강상태를 보고 한 대상자들의 실제 HRQoL 수준이 여전히 동질 하지 않을 가능성을 배제할 수 없다. 마지막으로, 성, 연령, 소득 및 교육수준을 통제하여 분석을 수 행하였으나 이 외에도 건강위험행태 및 HRQoL에 잠재적으로 연관된 다른 요인이 존재할 것으로 사 료된다.

그럼에도 불구하고, 본 연구는 고령자의 건강 관련 삶의 질과 건강위험행태가 상호적 영향관계 에 있는 것을 밝혔다. 따라서 고령화사회를 고려한 다양한 정책 입안 시, 고령자의 건강 관련 삶의 질 을 개선하기 위한 정책적 중재방안 수립 시에는 흡연, 음주, 과체중, 신체활동 부족과 같은 건강위 험행태에 대한 고려가 필요할 것으로 예상된다. 금 연 프로그램 및 적정 음주 또는 절주 권고와 교육 은 건강 관련 삶의 질 향상을 위한 중요한 요소로 서 고령자들에게 제공될 필요가 있다. 활동 증진 프로그램의 활성화를 통해 신체활동 실천뿐만 아 니라 적절한 식단 조절 등의 프로그램과 연계된다 면 효과적인 고령자 비만 관리 전략으로서 건강 관련 삶의 질 향상에 기여할 수 있을 것이다. 분석 결과, 복수의 건강위험행태를 갖는 고령자는 다음 해에도 건강위험행태 수를 유지하거나 증가시킬 가능성이 높은 것으로 관찰되었으며, 더 적은 수의 건강위험행태를 갖는 고령자에 비해 스스로의 건 강 관련 삶의 질을 오히려 더 높게 평가하는 경향 이 있었다. 따라서 개별적인 건강위험행태에 관한 중재전략 뿐만 아니라 이들 간의 상호 연관성을 고려한 다차원적 건강관리 및 맞춤형 개입이 중점 적으로 이루어진다면 고령자를 대상으로 한 보다 효과적인 건강증진 프로그램이 마련될 수 있을 것 으로 사료된다.