서 론
1. 연구의 필요성
국내 1인 가구는 인구사회학적으로 증가하는 추세이다. 통계청에 따르면 1인 가구는 지난 20년간 꾸준히 증가하여 2019년 기준 전체 가구의 30.2%로, 전체 가구 유형 중 가장 높은 비율을 차지하고 있다[1]. 가구 구조의 변화에 따라 1인 가구를 대상으로 한 마케팅과 소비시장이 빠르게 성장하고 있으며, 그중 가장 대표적인 것이 바로 ‘혼술’이다. ‘혼술’은 ‘혼자서 마시는 술’의 줄임말로, ‘여럿이 함께 마시는 술’을 의미하는 ‘사회적 음주’와 대비되는 개념이다[2]. 혼술은 혼자서 의식주를 해결해야 하는 1인 가구 생활상을 반영하며, 최근 편의점 등 주류 유통 채널의 다양화에 따라 하나의 문화로 자리 잡고 있다. 2016년 식품의약품안전처의 조사에 따르면 최근 6개월 내의 음주 경험자 중 66.1%가 혼자서 술을 마셔봤다고 답하였으며 해당빈도 역시 증가하는 추세이다[2].
일반적으로 혼술의 빈도가 높은 음주군은 문제음주를 하는 경향을 보이며, 혼술은 해로운 알코올 사용과 그 후의 문제행동 발생에 영향을 미치는 요인이라는 결과가 보고되어왔다[3-5]. 그러나 일부 연구에서 혼자서 술을 마실 때가 다른 사람과 함께 음주할 때보다 더 낮은 도수의 술을, 더 적게 마신다는 결과가 보고되었고[2], 폭음하지 않는 이상 혼자서 술을 마시는 것 자체가 음주 관련 문제를 증가시키는 위험요인이라고 단정 지을 수 없다는 결과도 보고되고 있다[6]. 즉 혼술 집단이 사회적 음주만 하는 집단보다 총 알코올 섭취량 및 위험음주자 비율이 높은 이유는 사회적 음주와 혼술이 혼재된 행태로 음주하기 때문이며[7], 따라서 혼술과 문제음주의 연관성을 확인하기 위해 다양한 음주 상황 및 인구학적 특성을 고려한 추가연구의 필요성이 논의되고 있다.
최근 여성 음주율 또한 지속적이고 가파르게 상승하고 있다. 2008년부터 2017년까지 남성의 월간 음주율과 여성의 월간 음주율을 비교해보면, 남성의 월간 음주율은 5.7% 감소한 반면, 여성의 월간 음주율은 4.5% 증가하였다[2]. 특히 고위험 음주군의 경우, 남성은 40~50대 비율이 가장 높지만, 여성은 20대 미혼여성에서 가장 비율이 높고[8], 1인 가구에서는 남성보다 여성이 고위험 음주를 한다는 보고가 있다[2]. 여성은 남성보다 동일시간에 소비되는 체중 당 알코올 소비가 더 적어 같은 양의 음주 후에도 혈중알코올농도가 더 높게 유지되고 에탄올 대사 능력이 낮아 알코올 독성에 노출되는 시간이 더 길어질 수 있다[9]. 이에 따라 여성은 알코올성 뇌질환과 간질환, 고혈압 등의 심혈관계 질환은 물론 정신건강 등에 더 취약하여[9] 알코올 사용에 더욱 면밀한 주의가 요구된다. 또한 여성의 문제음주 행위는 남성과 달리 스트레스, 우울 등의 부정적 정서 완화를 목적으로 하는 특징이 있다[6,10,11]. 여성의 음주 행위는 음주에 대한 인식과 기대, 음주 상황 등의 심리적 요인과 관련이 있어[12,13], 알코올 섭취가 원하는 결과를 이룰 수 있을 것이라는 음주 기대가 높을수록 문제음주와 관련이 있음이 보고되었다[13,14]. 특히 일부 연구에서 ‘혼술’의 증가가 여성의 폭음과 연관된 것으로 보고되어[2,15], 1인 가구 여성의 음주 및 혼술 형태와 문제음주의 관련성을 좀 더 심층적으로 조사해 볼 필요성이 있다.
혼술과 문제음주의 관련성에 관한 선행연구로는 국외 연구[3-5,7,16,17]를 일부 찾아볼 수 있는데, 주로 후기 청소년이나 대학생을 대상으로 혼술의 동기 또는 결과 요인을 확인하는 것이었다. 선행연구의 결과 혼술은 사회적 불편함, 자살사고와 같은 심리 사회적 문제 및 정서적 문제를 대처하기 위한 동기와 연관되어 있음을 확인할 수 있었고[3,5,7,16,17], 알코올 소비 증가, 음주 후 기억 상실 및 음주 문제와 연결될 수 있다는 사실도 보고되었다[3,4]. 하지만 여성만을 대상으로 수행된 연구는 찾아보기 어렵고, 각 나라와 문화 간의 이질적인 맥락에서 주거형태와 음주 문화를 이해하는 데에는 한계가 있다. 국내에서는 2015년 국민건강영양조사 데이터를 기반으로 이차 분석하여 다인 가구 여성보다 1인 가구 여성이 폭음할 위험이 크다는 사실을 확인하였으나[15], 이차자료 연구의 특성상 음주 행위와 관련된 다양한 변수를 통합적으로 포함하지 못하였다는 제한점을 가지고 있다.
따라서 본 연구에서는 혼술 경험이 있는 성인초기 1인 가구 여성의 문제음주 실태를 파악하고, 문제음주와 정신건강요소 및 음주 기대의 관계를 확인하여 최근 사회적 변화를 고려한 성인초기 1인 가구 여성을 대상으로 한 문제음주 관련 중재 개발과 위험군 조기 판별을 위한 기초자료를 제공하고자 한다.
2. 연구목적
본 연구의 목적은 혼술 경험이 있는 성인초기 1인 가구 여성의 문제음주와 음주 기대, 외로움, 스트레스 및 우울과의 관계를 확인하기 위함이며 구체적인 목적은 다음과 같다.
• 성인초기 1인 가구 여성의 혼술을 포함한 문제음주 실태를 파악한다.
• 성인초기 1인 가구 여성의 인구사회학적, 건강 관련, 음주 관련 특성별 문제음주 수준의 차이를 확인한다.
• 성인초기 1인 가구 여성 중 문제음주군과 비문제음주군의 음주 기대, 외로움, 스트레스, 우울 수준을 확인한다.
• 성인초기 1인 가구 여성의 문제음주군과 관련된 요인을 확인한다.
연 구 방 법
1. 연구설계
본 연구는 성인초기 1인 가구 여성의 문제음주 관련 요인을 조사하고 정신건강적인 측면인 음주 기대, 외로움, 스트레스 및 우울과의 관계를 확인하기 위한 서술적 조사연구이다.
2. 연구대상
본 연구의 대상자는 만 19세 이상에서 40세 미만의 여성 중 음주력이 있고, 혼자서 술을 마신 경험이 있는 1인 가구 여성으로써 연구목적을 이해하고 자발적으로 연구참여에 동의한 자였다. 대상자 연령 기준은 최근 청년 후기가 연장되고 성인초기 발달과업을 이루는 나이가 늦춰지면서 성인초기를 18~39세로 보아야 한다는 연구결과[18]에 따라, 법률상 음주가 가능한 만 19세부터 40세 미만으로 하였다. 대상자 선정기준은 공동체주택, 셰어하우스, 사회주택과 같이 공용 공간 및 시설을 일부 공유하더라도 독립된 공간에서 취사 및 취침하는 1인 가구 여성이면서 음주 경험이 있는 자였고, 제외기준은 기숙사에서 생활하는 것을 포함하여 독립된 공간에서 취사 및 취침을 하지 않는 여성이었다.
표본의 크기는 표본 수 산정 계산 프로그램인 G*Power 3.1 프로그램을 이용하여 오즈비 2.56[10], 유의수준 .05, 검정력 .80을 고려한 최소 표본 수는 272명으로 계산되었다. 그러나 본 연구는 온라인 설문조사를 통한 자료수집으로 약 30%의 높은 탈락률[19]과 전체 음주자 중 혼술 경험자의 비율이 약 70%임[2]을 고려하여 총 457명을 설문조사 대상으로 하였다. 이 중 7명은 중도 탈락하였고, 회수된 450명의 자료 중 음주기대 및 주요변수의 불충분한 응답으로 100명의 자료가 분석에서 제외되었다(21.88%). 최종적으로 완전한 응답을 한 350명 중 혼술 경험이 있는 총 291명의 연구자료를 분석에 포함하여 연구에 필요한 최소한의 표본 수 기준을 충족함을 확인하였다.
3. 연구도구
1) 일반적 특성
일반적 특성은 인구사회학적 특성, 건강 관련 특성과 음주관련 특성으로 구성되어 있다. 인구사회학적 특성에는 문헌 고찰에 따라 음주에 유의한 영향을 미칠 것으로 생각되는 연령, 혼인상태, 직업, 사회경제적 상태, 교육 상태, 거주 지역, 1인 가구 거주기간이 포함되었고, 건강 관련 특성에는 흡연력, 친밀한 사람과의 교제 빈도, 여가활동, 규칙적인 식습관 등이 포함되었다. 음주 관련 특성에는 음주 시작 연령, 혼술 경험, 주된 음주 형태 및 혼술과 사회적 음주 행태를 비교할 수 있는 문항들(주종, 양, 횟수, 장소 등)이 포함되어 자가 보고식 설문으로 조사하였다.
2) 문제음주
문제음주는 Babor 등[20]이 개발하고 Joe 등[21]이 국내 실정에 맞게 절단값을 확인한 한국어판 알코올 사용 장애 진단검사(Korean version of Alcohol Use Disorder Identification Test, AUDIT-K)를 사용하였다. 본 도구는 세계보건기구가 사용을 허가하여 별도의 원저자 승인 없이 한국어로 번역된 문항이 사용되고 있다. 도구는 총 10문항으로 구성되어 있으며, 모든 문항은 0점에서 4점까지 5점 Likert 척도로 측정하여 점수의 총합은 0~40점 범위이다. 각 점수가 의미하는 바는 문항마다 다르나 점수가 높을수록 알코올 사용 문제가 심각한 것을 의미한다. 여성의 경우 각 항목의 점수를 합산하여 0~5점은 정상 음주, 6~9점은 위험 음주, 10점 이상은 알코올 사용 장애가 의심되는 것으로 판단한다. 원도구의 동시타당도는 표준잔의 양과의 상관계수 .657 (p<.01), CAGE 도구와의 상관계수 .754 (p<.01)로 검증하였고[21], 본 연구에서 Cronbach’s ⍺는 .92였다.
3) 음주 기대
음주 기대는 Leigh와 Stacy [14]가 개발한 음주 기대 척도(Alcohol Expectancy Scale)를 이용하여 Kim [22]이 수정 ․ 개발한 음주 기대 척도를 저작권자의 승인을 받아 사용하였다. 모든 문항은 ‘매우 바람직하지 못하다’(1점)부터 ‘매우 바람직하다’(6점)까지 6점 Likert 척도로 측정하며, 하부 척도로 긍정적 음주 기대 19문항, 부정적 음주 기대 15문항의 총 34문항으로 구성된다. 총점의 범위는 34~204점이며, 긍정적 음주 기대 점수의 범위는 19~114점이고, 부정적 음주 기대 점수의 범위는 15~90점이다. 점수가 높을수록 긍정적 및 부정적 음주결과에 대한 기대 수준이 높은 것을 의미한다. Kim [22]의 연구에서 알코올기대척도와의 상관분석을 통해 동시타당도를 검증하였으며(r=.49, p<.001), 요인분석을 통해 긍정적 음주기대와 부정적 음주기대의 2개 요인이 추출됨을 확인하였다. 도구의 Cronbach’s ⍺는 긍정적 음주 기대 .93, 부정적 음주 기대 .87이었다. 본 연구에서의 Cronbach’s ⍺는 긍정적 음주 기대 .92, 부정적 음주 기대 .93, 도구 전체 .93이었다.
4) 외로움
외로움은 Russell 등[23]이 개발하고 개정한 Revised UCLA Loneliness Scale을 Kim [24]이 번안한 한국판 UCLA 외로움 척도를 저작권자의 승인을 얻어 사용하였다. 모든 문항은 자신의 일상생활에서 얼마나 자주 느끼는지에 따라 ‘전혀 느끼지 않는다’(1점)부터 ‘자주 느낀다’(4점)까지 4점 Likert 척도로 측정하며, 총 20문항 중 10문항(1, 4, 5, 6, 9, 10, 15, 16, 19, 20번)은 긍정적으로 진술되어 역 채점하였다. 점수의 범위는 20~80점으로 제시되고, 점수의 총합이 높을수록 외로움의 정도가 높은 것을 의미한다. Russell 등[23]은 Revised UCLA Loneliness Scale과 사회활동의 상관관계(r=.28~.44, p<.001), 이성교제 또는 결혼에 따른 외로움의 차이(F=22.97, p<.001)를 통해 동시타당도를 검증하였다. 원도구의 Cronbach’s ⍺는 .94였으며, 본 연구에서는 .92로 나타났다.
5) 지각된 스트레스
지각된 스트레스는 Cohen 등[25]이 개발하고 Lee 등[26]이 한국어로 번안한 지각된 스트레스 척도(Perceived Stress Scale)를 사용하였다. 본 도구는 별도의 저자 승인 없이 사용하도록 국립정신건강센터에서 배포하였다. 하였다. 지각된 스트레스 척도는 일상생활에서 개인이 느끼는 스트레스의 정도를 측정하는 것으로, 모든 문항은 ‘전혀 없었다’(0점)부터 ‘상당히 자주 있었다’(4점)까지 5점 Likert 척도를 측정하여 점수의 총합은 0~40점 범위로 제시되고 점수가 높을수록 지각된 스트레스가 높음을 의미한다. 총 10문항 중 4문항(4, 5, 7, 8번)은 긍정적으로 진술되어 역 채점하였다. Cohen 등[25]의 연구에서 원도구의 동시타당도는 생활사건 척도(Life evnet scale)와 통계적으로 유의한 상관관계가 있었고(r=.20~.39, p<.01), Cronbach’s ⍺는 .84~.86이었다. 본 연구에서의 Cronbach’s ⍺는 .80이었다.
6) 우울
우울은 Radloff [27]가 개발한 척도를 Lee 등[28]이 국내 실정에 맞게 통합하여 번안한 한국판 역학연구 우울척도 개정판(Korean version of Center for Epidemiologic Studies Depression Scale-Revised, K-CESD-R) 도구를 사용하였다. 원도구와 번안된 도구 모두 저작권이 없는 공공영역 자료로, 학문적 목적으로는 자유롭게 사용할 수 있다. 총 20문항으로 구성되어 있으며, 최근 일주일간 우울 관련 증상을 얼마나 자주 느끼는지에 따라 ‘1일 미만’(0점), ‘1~2일’(1점), ‘3~4일’(2점), ‘5~7일’(3점)과 ‘2주간 거의 매일’(4점)까지 5점 Likert 척도로 측정한다. 점수의 총합은 0~80점 범위로 제시되고 점수가 높을수록 우울 정도가 높은 것을 의미한다. 총점 13점 이상은 우울군으로 판단하여 본 연구에서는 비우울군(0~12점), 우울군(13점 이상)으로 구분하여 분석을 시행하였다. Lee 등[28]의 연구에서 K-CESD-R과 다른 우울 도구인 K-MADRS (r=.91, p<.001), PHQ-9 (r=.97, p<.001), KQIDS-SR (r=.92, p<.001)의 유의한 상관관계를 통해 동시타당도를 확인하였고, 베리맥스 회전 요인 분석(p<.001)으로 구성타당도를 검증하였다. 원도구의 Cronbach’s ⍺는 .98이었고, 본 연구의 Cronbach’s ⍺는 .95로 확인되었다.
4. 자료수집
본 연구의 자료수집은 2020년 2월 24일부터 4월 6일까지 진행되었다. 자료수집 전 연구도구의 저자들에게 도구 사용 허가를 받았으며, 전문 온라인 설문업체에 조사를 의뢰하여 진행하였다. 온라인 설문업체는 소속된 패널 중 연구대상자를 무작위 추출하여 이메일로 설문 정보를 제공하고 온라인 광고매체를 활용하여 대상자 모집을 하였으며, 실명인증과 휴대폰 인증 및 IP주소를 통해 중복 가입을 방지하였다. 대상자의 자발적인 참여 및 대상자 적합성 확인을 위해 온라인 설문업체는 자체 보유 대상자에게 안내 이메일 및 문자 메시지를 통하여 연구 정보와 관련된 홍보문이 포함된 조사 참여 안내문을 발송하였고, 이를 보고 설문에 참여하고자 자발적으로 온라인 설문업체의 홈페이지에 접속한 대상자에게 설문 정보를 제공한 후, 이에 최종 동의한 사람에 한해 설문을 진행하였다. 본 설문을 시작하기 전에 먼저 스크리닝 문항을 통해 선정기준에 맞는 대상자를 선별하였다. 457명의 선정된 대상자들은 매 설문에 응답하여야 다음 문항으로 넘어갈 수 있도록 하였고, 총 450명의 설문지를 회수하였다. 설문이 종료되었다는 화면을 통해 설문 응답 종료를 고지하여, 대상자들의 설문 응답 종료 후 설문 응답 결과는 컴퓨터 시스템을 통해 개인 식별이 불가능하도록 자동 처리하였다. 연구에 참여했던 대상자가 중복 참여하는 것을 방지하기 위해 중복 응답을 시도할 경우 이미 설문에 응하였음을 알리는 메시지를 보내고, 더 이상 설문 응답 페이지에 접속할 수 없도록 차단하였다. 설문을 모두 마친 참여자에게는 소정의 답례품(약 3,000원 상당)을 제공하였다.
5. 자료분석
수집된 자료는 IBM SPSS/WIN 25.0 프로그램을 이용하여 본 연구목적에 따라 다음과 같이 분석하였다. 첫째, 대상자의 일반적 특성(인구사회학적, 건강 관련, 음주 관련 특성)은 빈도, 백분율, 평균, 표준편차로 기술통계를 이용하여 분석하였다. 둘째, 일반적 특성에 따른 문제음주점수의 평균의 차이는 independent t-test, one-way ANOVA로 검정하고, 사후 검정은 Scheffé test로 분석하였다. 셋째, 대상자의 문제음주군과 관련된 요인을 확인하기 위하여 이분형 로지스틱 회귀분석(binary logistic regression analysis)을 시행하였다. AUDIT-K 0~5점은 비문제음주군으로 분석에서 기준그룹으로 설정(code=0)하고 AUDIT-K 6점 이상은 문제음주군(code=1)으로 설정하였다.
6. 윤리적 고려
본 연구는 대상자의 인권 보호를 위하여 연구 책임자 소속기관 연구윤리심의위원회(Institutional Review Board)에 심의를 의뢰하여 승인을 받은 후(과제승인번호 Y-2019-0198) 연구대상자를 모집하였다. 설문조사 시작 전 대상자에게 연구에 자발적으로 참여하기를 원하는지 확인하는 사전 동의를 구한 후 자료수집을 하였다. 연구참여자가 철회 혹은 중지 의사(설문참여 웹사이트 종료 등)를 밝힌 경우, 참여자에게 어떠한 불이익도 발생하지 않을 것을 미리 설명하였고, 중도 탈락한 설문은 즉시 폐기하였다. 참여자의 익명성과 비밀보장을 위해 설문 종료 후 컴퓨터 시스템을 통해 개인정보 식별이 불가능하도록 처리하였으며 설문에 필요한 참여자의 일반적 사항 이외의 개인정보는 수집하지 않았고, 수집한 자료는 연구의 목적으로만 사용하였다. 수집된 자료는 이중 암호가 설정된 컴퓨터에 저장하고 연구 책임자 이외의 접근은 제한하였다.
연 구 결 과
1. 인구사회학적 및 건강 관련 특성에 따른 문제음주수준 비교
설문에 참여한 350명 중 혼자서 술을 마셔본 경험이 있는 참여자는 291명(83.1%)으로 혼술 경험이 없는 참여자 59명(16.9%)보다 월등히 많았다. 혼술 경험이 있는 대상자의 문제음주 평균 점수는 12.55±9.20점이었고, 51명(17.5%)은 위험음주군, 161명(55.3%)은 알코올 사용 장애군으로 측정되어 72.9%인 총 212명이 문제음주군에 해당하였다. 혼술 경험 대상자 291명의 성인초기 1인 가구 여성의 인구사회학적 및 건강 관련 특성은 Table 1과 같다. 참여자의 인구사회학적 및 건강 관련 특성에 따른 문제음주의 차이를 분석한 결과, 사회경제적 상태가 ‘상’(18.00±9.50)인 그룹에서 ‘중’(11.06±8.03)인 그룹과 ‘하’(12.05±9.37)인 그룹보다 문제음주 점수가 유의하게 높은 것으로 나타났다(F=9.24, p<.001). 흡연상태에 따른 문제음주 수준 또한 비흡연자(9.66 ±8.26)인 참여자보다 현재 흡연자(16.93±10.49)이거나, 과거 흡연 경험이 있는(17.05±8.93) 참여자의 문제음주 점수가 통계적으로 유의하게 높아(F=24.93, p<.001), 문제음주 수준에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 여가활동에 따른 문제음주 점수도 차이가 있는 것으로 확인되었으나(F=2.50, p=.043) 그룹 간 차이는 통계적으로 유의하지 않았다. 이 외 다른 변수별 문제음주 점수는 통계적으로 유의한 차이가 확인되지 않았다(Table 1).
2. 음주 관련 특성별 문제음주 수준 비교
본 연구참여자의 음주 관련 특성 및 문제음주 수준은 Table 2와 같다. 참여자의 음주 관련 특성별 문제음주 수준의 차이는 모든 변수에서 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 첫 음주 시작 연령이 미성년인 참여자 그룹(15.59±9.83)이 성인기에 음주를 시작한 참여자 그룹(11.58±8.79)보다 문제음주 점수가 통계적으로 유의하게 높았고(t=3.22, p=.001), 평소 주로 혼자서 술을 마시는 그룹(14.15±9.97)이 여럿이 어울려 마시는 그룹(11.56±8.57)보다 문제음주 점수가 통계적으로 높게 보고되었다(t=2.28, p=.024). 음주 장소에 따른 문제음주 점수의 차이도 통계적으로 유의하였으나(F=2.67, p=.048), 그룹 간 차이는 확인되지 않았다. 또한 음주량이 많을수록(F=35.84, p<.001), 주간 음주 빈도가 높아질수록(F=28.30, p<.001) 문제음주 점수가 유의하게 높아졌다. 최근 6개월 이내에 음주량의 변화에 대해서는 음주량이 증가 또는 감소한 경우, 변화가 없는 경우보다 문제음주 점수가 유의하게 높은 것으로 나타났다(F=31.94, p<.001)(Table 2).
3. 문제음주 집단별 음주 기대, 외로움, 스트레스, 우울수준
본 연구참여자의 문제음주 집단별 정신건강 요소의 수준과 그룹 간 차이는 Table 3과 같다. 대상자의 긍정적 음주 기대 평균 점수는 비문제음주군에서 67.15±13.14점, 문제음주군에서 112.23±21.56점으로 문제음주군의 평균 점수가 통계적으로 유의하게 높았고(t=-2.59, p=.010), 부정적 음주 기대 평균 점수도 비문제음주군(32.25±13.31점)보다 문제음주군(40.56±14.21점)에서 유의하게 높았다(t=-4.51, p<.001). 외로움은 비문제음주군 평균 47.62±12.42점, 문제음주군 평균 47.92±11.48점으로 통계적으로 유의한 차이가 없었고, 스트레스 평균점수 또한 비문제음주군 20.75±5.76점, 문제음주군 22.00±4.88점으로 두 집단 간 유의한 차이가 없었다. 우울의 경우 절단점 13점을 기준으로 비우울군에 81명(27.8%), 우울군에 210명(72.2%)의 대상자가 속했고, 비우울군의 61.7%(50명), 우울군의 77.1%(162명)가 문제음주군으로 확인되었다(x2=7.02, p=.008)(Table 3).
4. 혼술을 하는 성인초기 1인 가구 여성의 문제음주군 관련 요인
혼술을 하는 성인초기 1인 가구 여성 중 문제음주군과 관련된 요인을 파악하기 위하여 단변량 분석에서 유의한 차이를 나타낸 인구사회학적 특성, 건강 관련 특성 및 음주 관련 특성과 개인의 심리적 변수인 긍정적/부정적 음주 기대, 외로움, 스트레스, 우울군을 독립변수로 투입하였고, 정상음주군과 문제음주군을 종속변수로 하여 이분형 로지스틱 회귀분석(binary logistic regression)을 시행하였다. 회귀분석 시행 전 다중공선성을 검정한 결과, 상태지수(Condition Index, CI)는 30.50이었고, 분산팽창지수(Variance Inflation Factor)는 1.00~1.15로 10 이하, 공차한계(tolerance)는 .58~.82로 0.1 이상이었다. 상태지수(CI)가 30보다 다소 높은 것은 음주 관련 요인이 6개 포함되어 생긴 것으로 간주되나, 본 연구의 목적이 음주행태를 세분화하여 보는 것이므로 추가적인 변수 제거를 하지 않고 시행하였다.
본 회귀모형은 성인초기 1인 가구 여성의 혼술 시 문제음주와 관련된 요인을 예측하는 데 통계적으로 유의하였고(x2=117.93, p<.001), 모형의 설명은 Cox & Snell 결정 계수(R2)에 의해 33.3%, Nagelkerke 결정 계수(R2)에 의해 48.3%로 나타났으며, 분류 정확도는 비문제음주군 59.5%, 문제음주군 90.1%로 전체 81.8%였다. 분석 결과 대상자의 문제음주군 관련 요인으로는 높은 사회경제적 상태, 부정적 음주 기대, 우울군, 1회 음주량, 주당 음주 빈도인 것으로 나타났다. 모수 추정치 값의 오즈비(odds ratio)는 사회경제적 상태가 ‘상’일 때 3.76배(95% CI: 1.01~13.98, p=.048) 증가하였고, 부정적 음주 기대 점수가 1점 증가할 때 문제음주군이 될 오즈비는 1.03배(95% CI:1.00~1.06, p=.030) 증가하였다. 우울 집단은 비우울 집단보다 문제음주군이 될 오즈비가 2.41배(95% CI: 1.04~5.56, p=.040) 증가하는 것으로 나타났다. 대상자의 1회 음주량이 3잔 미만에 비해 3~6잔의 음주량일 때 문제음주군이 될 오즈비는 6.59배(95% CI: 2.06~21.03, p=.001)였으며, 음주 빈도가 주당 1~2회일 때 문제음주군이 될 오즈비는 1회 미만에 비해 4.63배(95% CI: 1.74~12.34, p=.002) 증가하는 것으로 나타났다(Table 4).
논 의
본 연구는 성인초기 1인 가구 여성의 혼술 관련 실태를 확인하고, 문제음주와 관련된 요인을 확인하기 위해 시행되었다. 본 연구에 참여한 성인초기 1인 가구 여성의 경우 약 73%가 문제음주군으로 파악되었다. 또한 성인 1인 가구 여성의 사회적 경제적 상태가 높을수록, 우울군에 속할수록, 부정적 음주기대감이 높을수록, 1회 음주량이 3~6잔, 주 1~2회 술을 마실 경우 문제음주군이 될 확률이 높은 것으로 나타났다. 본 연구결과를 토대로 세부적 논의는 다음과 같다.
본 연구참여자의 문제음주 수준을 확인한 결과 17.5%는 위험 음주군, 55.3%는 알코올 사용 장애군에 해당되어, 전체 문제음주군이 72.9%에 달했다. 본 연구와 동일한 도구인 AUDIT-K를 사용하여 문제음주자를 선별한 선행연구에서 여성 문제음주자 비율을 살펴보면, AUDIT-K 16점 기준 4.3%[13], AUDIT-K 12점 기준 15.3%[11], AUDIT-K 8점 기준 20대 43.7%, 30대 24.6%로 보고되었다[12]. 본 연구는 AUDIT-K 6점을 기준으로 문제음주자를 분류하였는데, 이 기준을 제시한 Joe 등[21]은 절단점 6점이 음주로 인한 폐해와 여성의 취약성을 더욱 잘 반영하여 문제음주자를 선별하는 데에 유용하다고 설명하였다. 따라서 본 연구의 절단점 기준이 선행연구보다 낮고, 음주 경험이 있는 대상자만을 선정하여 조사하였다는 점을 고려해 볼 때, 앞선 연구들보다 높은 비율의 문제음주자가 확인된 것으로 유추할 수 있다. 2018년 국민건강영양조사에 따르면 20대 여성의 월간음주율은 65.7%, 30대 여성은 60.0%로 나타났고, 월간폭음률은 20대 48.2%, 30대 42.1%로 보고되어 젊은 여성의 월간음주율 및 폭음 비율이 높은 것으로 나타났다[8]. 연령층뿐만 아니라 가구의 형태에서도 1인 가구는 다인 가구에 비해 폭음할 위험이 1.57배 높아[15] 본 연구대상자의 성별과 주거형태 특성이 문제음주군 증가에 영향을 미쳤을 가능성이 크다. 특히 본 연구는 온라인 자료수집을 택하여 문제음주에 대한 대상자의 응답 왜곡을 감소시키고 대면 조사보다 솔직한 응답이 보고된 것으로 추정된다. 또한 최근 여성 음주에 허용적인 사회적 분위기와 혼술 문화 역시 높은 문제음주율에 기여했을 가능성이 있다. 추후 성인초기 1인 가구 여성을 대상으로 한 문제음주 관련 온라인조사연구를 반복한다면 문제음주 수준을 좀 더 명확히 파악할 수 있을 것이다.
혼술 경험이 있는 성인초기 1인 가구 여성의 문제음주군과 연관된 요인을 조사한 결과, 높은 사회경제적 상태가 문제음주와 정적 연관성을 갖는 것으로 나타났다. 사회경제적 상태와 알코올 소비에 대한 체계적 문헌 고찰 연구[16]에 따르면, 다수의 연구에서 사회경제적 상태와 문제음주가 부적 연관성을 보이고 낮은 사회경제적 상태인 집단에서 문제음주를 할 확률이 높은 것으로 보고되었다. 그러나 일부 연구에서 높은 사회경제적 상태는 대상자의 사회활동 빈도를 증가시켜 음주 빈도가 증가하는 경향이 있는 것으로 나타났다[29]. 본 연구는 사회활동이 활발한 성인초기 집단을 대상으로 하여, 73.2%의 참여자가 직장인이었고 사회적 활동을 하는 학생까지 합산하면 총 81.8%의 대상자가 사회경제적 활동과 연관된 대인관계가 있을 것으로 유추된다. 따라서 성인초기 1인 가구 여성의 높은 사회경제적 활동은 대인관계 빈도를 증가시켜 음주 활동을 증가시키고, 문제음주율 상승에 기여했을 것으로 보인다. 다만, 직업군만을 구분한 사회경제 활동만 조사하여 추가적으로 대인관계망과 급여 수준 등을 고려한 자료수집이 필요하다.
음주 기대의 경우 성인초기 1인 가구 여성의 긍정적 음주 기대는 문제음주군과 관련이 없었지만 부정적 음주 기대는 관련이 있는 것으로 확인되었다. 청소년 혼술 관련 메타분석연구에 따르면 혼술을 하는 집단은 사회적 음주를 하는 집단보다 부정적 영향과 해로운 심리사회적 문제를 더 많이 보고하는 것이 확인되었다[3]. 즉, 혼자서 술을 마실 때 음주로 인한 부정적인 영향을 자주 경험한다는 것을 고려한다면, 혼술 후 반복적인 부정적 경험을 통해 음주 결과에 대한 부정적 기대가 강화된 집단일수록 문제음주군에 속할 가능성이 크다고 해석할 수 있다. 특히 본 연구는 혼술 경험이 있는 성인만을 대상으로 하였기 때문에 기존의 일반적 음주 상황에서의 음주 기대보다 부정적 기대가 강화되었고 긍정적 기대는 감소하여 부정적 음주기대와의 관련성만이 확인된 것으로 보인다. 추후 다양한 연령 집단을 대상으로 혼술 시 음주 기대와 문제음주의 관계를 파악한다면 생애주기를 고려한 음주행동 치료 개발 등에 유용한 기초자료로 활용될 수 있을 것이다.
또한 본 연구를 통해 우울군으로 분류된 성인초기 1인 가구 여성이 혼술을 할 때 문제음주군과 연관될 수 있다는 사실을 확인할 수 있었다. 혼술은 개인의 부정적 정서를 완화하기 위한 수단으로 사용되고[10,17], 고위험 음주행태를 가진 대상자일수록 이러한 특징이 두드러지므로[6], 우울과 같은 부정적 정서를 경험하는 성인초기 1인 가구 여성은 혼술 시 우울로 인한 문제음주와 관련될 가능성이 크다. 특히, 우울군 판별 기준인 K-CESD-R 13점을 기준으로 우울군은 비우울군보다 문제음주군과 연관될 확률이 유의하게 높다는 사실을 통해, 1인 가구 여성의 문제음주군에 조기 개입하기 위해 우울 수준을 모니터링하는 것이 필요하며, K-CESD-R이 문제음주자를 선별하기 위한 스크리닝 도구로 유용하게 사용될 수 있음을 시사한다.
성인초기 1인 가구 여성의 문제음주군과 관련된 음주 요인을 분석한 결과 혼술 양은 문제음주군과 연관이 있었다. 특히 1회 음주량이 3잔 미만인 음주군에 비해 3~6잔인 음주군이 문제음주군과 연관될 가능성이 높게 나타났다. 이는 임상적으로 의미 있는 수치로 보건복지부가 음주 폐해 예방을 위한 실행계획 수립 시 적정 음주량을 계산하기 위해 알코올 7g에 해당하는 양을 표준잔 1잔으로 설정하고, 적정 음주량을 WHO의 기준에 따라 알코올 20g, 표준잔 약 3잔으로 제시하였다[2]. 이 기준에 따르면 3잔 미만의 음주량은 적정 음주량에 해당하지만, 본 연구결과에서 문제음주군과 연관된 3~6잔의 음주량은 적정 음주량 이상을 의미하므로 음주로 인한 폐해가 발생할 위험이 있음을 알 수 있다. 따라서 간호 실무자들은 음주 스크리닝 시음주량을 확인하고, 3잔 이상 음주자에게는 문제음주 예방 교육을 선제적으로 시행하는 것이 필요하다.
혼술 빈도에 있어서도 주 1회 미만인 집단에 비해 주 1~2회 정도 혼자서 술을 마시는 집단은 문제음주와의 관련성이 높았다. 혼술 경험자의 일반적 음주행태와 혼술 행태를 비교 분석한 연구에 따르면, 고위험 음주자는 월 2회 이상 음주를 하는 빈도가 가장 높은 것으로 보고되었고, 저위험 음주자에 비해 혼술 빈도가 잦았다[6]. 본 연구에서 문제음주군과 연관된 주 1~2회 음주는 월 4~8회에 해당하여 선행연구결과와 비교하여도 비교적 높은 빈도에 해당한다. 잦은 혼술은 음주에 대한 통제력이 상실되고 있음을 의미하여 알코올 사용 장애의 초기 지표로 사용될 만큼 문제음주와의 긴밀한 연관성을 가지고 있으므로[4] 주 1회 이상 혼자서 술을 마시는 경우 문제음주군으로 발전할 수 있다는 경각심을 가지고 면밀하게 관찰할 필요가 있다. 또한 이에 대해서 일반인을 위한 문제음주 예방 교육 프로그램을 개발하여 제공할 필요가 있다.
다변량 분석에서 다른 변수의 영향력을 고려하였을 때 통계적으로 유의하지 않았으나 단변량 분석 시 유의한 청소년 시기의 음주 시작, 주로 혼술을 하는 음주 경향성, 최근 6개월간 변화된 음주량 역시 성인초기 1인 가구에 문제음주를 이해하는 중요한 음주력이었다. 첫째, 본 연구에서는 ‘음주 시작’을 조사할 때 술을 처음 마신 나이로 정의하여 최초 음주 연령을 조사하였다. 하지만 최근 연구에서 최초 음주 시기보다는 규칙적으로 음주를 시작한 시기가 더 의미 있는 것으로 보고되어[13], ‘음주 시작’의 정의에 따라 다른 결과가 도출될 수 있음을 시사하였다. 추후 ‘음주 시작’의 정의를 ‘규칙적으로 음주를 시작한 나이’로 정의하여 추가적인 조사를 할 필요가 있다. 둘째, 혼술을 주로 하는 음주 경향성과 최근 음주량의 변화도 문제음주와 연관이 있었다. 사회적 음주 대신 혼술을 선호하고, 최근 음주량이 변화하는 것은 사회적 불안, 낮은 자기효능감 및 음주통제력과 관련된다[3,5,13]. 타인과 함께 술을 마시는 상황이 불편하거나 음주를 거부하는 능력에 대한 자신감이 낮은 사람은 사회적 음주 대신 혼술을 택하게 되며, 음주거절을 하지 못하거나 스스로 음주량과 빈도를 통제하지 못하면 문제음주로 이어질 수 있다. 또한 임상적으로 문제음주군은 음주 갈망감을 채우기 위해 사회적 음주로 부족한 음주량을 혼술을 통해 충족하는 모습이 관찰되기도 한다. 따라서 문제음주군에게 음주통제력 및 자기효능감 강화 중재를 제공하여 음주 행동을 조절할 수 있도록 훈련하고 비문제음주군에서도 음주통제력 및 자기효능감이 약한 군을 선별하여 예방적 중재를 실시함으로써 문제음주군 감소를 기대해 볼 수 있을 것이다.
비음주력 생활양식 중에서는 흡연과 여가생활 역시 고려해 볼 인자로 사료된다. 흡연과 음주의 밀접한 연관성은 선행연구를 통해 반복적으로 확인되어왔고[6,15] 본 연구의 단변량 분석에서 1인 가구 성인초기 여성의 음주와 흡연의 관계를 파악할 수 있었다. 본 연구의 음주와 흡연의 정적 상관관계를 근거로 문제음주군에게는 금연 프로그램을 동시에 제공하는 복합적 중재를 제공한다면 더욱 효과적인 건강증진 결과를 얻을 것으로 보인다. 또한 본 연구에서는 여가활동에 따라 문제음주 점수 차이가 유의하였다. 여가활동은 스트레스를 조절해주고 일상생활에 대한 흥미를 증가시켜 자극생성을 위한 음주량을 낮추고 음주 이외의 대안 활동을 선택하도록 도울 수 있다[30]. 따라서 여가활동은 스트레스 완화를 위한 음주의 대안으로써 음주 문제를 예방할 수 있는 중재로 작용할 수 있으므로, 성인초기 1인 가구 여성의 다양한 여가활동을 독려할 수 있는 정책적 방안을 마련하도록 해야 할 것이다.
본 연구가 가지는 제한점은 다음과 같다. 첫째, 편의 표집을 통한 온라인 설문을 이용하여 자료수집이 시행되어 기존의 면대면 자료수집방법을 이용한 연구와의 결과 비교 시 주의가 필요하다. 또한 기존에 성인초기 1인 가구 여성을 대상으로 한 연구의 수가 한정적이어서 문헌 비교에 어려움이 있었다. 따라서 확률표본 추출 등을 활용하여 성인초기 1인 가구 여성의 문제 음주 관련 요인을 탐색하는 반복 연구를 제언한다. 둘째, 본 연구는 1인 가구 성인초기 여성을 대상으로 하여 1인 가구 거주기간, 현 거주 지역 등을 확인하였으나, 1인 가구 형성 이유, 1인 가구 지역 환경 등 1인 가구의 특성에 대한 자료수집이 미흡하여 혼술에 대한 추가적인 이유를 탐색하는 데에 제한이 있었다. 추후 1인 가구 형성에 관련된 자료수집을 포함한 후속 연구를 제언한다. 셋째, 본 연구에서 사용한 문제음주 측정도구인 AUDIT-K의 문제음주 판단기준이 다양하여 다른 연구들과의 직접 비교가 제한적이었다. 남성에 비해서 낮은 절단점을 고려할 때 문제음주 수준을 신뢰도와 타당도 있게 검증할 AUDIT-K 최적 절단점에 대한 반복 연구를 통해 여성 문제음주를 판단하는 합의된 기준을 마련할 것을 제언한다.
본 연구가 갖는 연구, 실무, 건강 정책적 의의는 다음과 같다. 본 연구는 성인초기 1인 가구 여성의 음주와 혼술 관련 특성을 세분화하여 파악하고, 통합적으로 평가하고자 시도하였다. 급증하는 국내 1인 가구 여성인구와 문제음주율 증가를 반영한 연구가 부족한 실정에서 1인 가구 성인초기 여성의 문제음주 실태를 파악하고, 이들의 정신건강 수준을 확인할 수 있었다는데에 의의가 있다. 이와 함께 온라인조사를 활용하여 주기적으로 성인초기 1인 가구 여성의 문제음주 동향을 파악할 수 있는 토대를 마련하였으며, 성인초기 1인 가구 여성에 초점을 맞춘 음주 관련 중재를 개발하고 고위험 음주군을 조기에 판별할 수 있는 기초자료를 제공하였다. 간호 실무 측면에서는 본 연구를 통해 성인초기 1인 가구 여성의 문제음주 수준 개선을 위한 간호사의 적극적인 개입의 필요성을 확인할 수 있었다. 지역사회에서 간호사는 성인초기 1인 가구 여성을 대상으로 문제음주 스크리닝을 강화하고 건강한 음주행태를 교육하거나 단주 프로그램을 개발하는 데에 실무 인력으로 참여할 필요가 있다. 특히 1인 가구의 특성뿐 아니라 정신건강 요소를 반영한 고위험 음주군 선별의 알고리즘을 개발하여 성인초기 1인 가구 여성의 문제 음주 수준을 감소시키고, 음주 습관을 개선할 수 있도록 정신간호사의 역할을 강조하였다는 점에서 본 연구의 의의가 있다. 또한, 본 연구는 정책 측면에서 상대적으로 주목받지 못했던 여성음주 문제를 주목하고, 새롭게 개편되는 인구구조를 반영한 정신건강 정책 변화를 유도할 수 있는 기초자료를 마련하였다는데 의의가 있다. 특히 1인 가구 성인초기 여성의 우울 수준을 측정하여 문제음주 가능성을 함께 스크리닝 할 수 있는 근거를 마련하였다는 점도 중요하다. 본 연구를 근거로 정신보건간호사들은 지역사회에서 1차로 문제음주자를 선별하기 위해 세분화된 음주 관련 행동, 정신건강 관련 요인을 조사해야 할 것이며, 임상 정신간호사와 연계하여 대상자별 정신건강 요인을 고려한 문제음주 중재 방안을 구축해야 할 것이다.
결 론
본 연구는 성인초기 1인 가구 여성의 특징을 고려하여 문제음주에 관련된 요인을 통합적으로 확인하고, 1인 가구 여성의 혼술과 문제음주 행태를 파악하기 위해 시행되었다. 연구결과 성인초기 1인 가구 여성의 혼술과 문제음주 수준은 상당히 높은 수준임을 확인하였다. 특히, 성인초기 1인 가구 여성의 혼술 상황에서 문제음주와 관련하여 사회경제적 상태, 흡연 경험, 부정적 음주 기대, 우울과 같은 비음주 관련 요인과 음주량, 음주 빈도, 주된 음주 형태, 6개월 이내 음주량의 변화와 같은 음주 관련 요인이 유의미하게 작용함을 확인하였다. 본 연구결과를 통해 성인초기 1인 가구 여성의 음주 관련 정신간호중재 개발과 문제 음주 조기진단 모니터링 시 개인의 환경적 요소 및 정신건강적 요소, 음주 상황을 고려한 통합적인 접근이 필요함을 확인할 수 있었다. 또한, 여성 음주 문제와 새롭게 개편되는 인구구조를 반영한 정신건강 정책 변화를 유도할 수 있는 지역사회 정신건강 프로그램의 개발과 확산이 필요하다.
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