Ⅰ. 서 론

자기방임은 최근 자기돌봄과 더불어 학계와 복지 현장에서 많은 주목을 받고 있다. 노년층에 있어 자 기를 돌보지 않거나 자기관리를 거부하는 비율이 급증하고 있고(보건복지부, 2015), 환자와 교사 등의 다른 집단에 대해서도 자기돌봄이나 자기방임이 일상과 직장생활 유지·관리에 중요한 영향을 미치는 것으로 보고되면서(김미혜 외, 2006;이지윤 외, 2015) 이에 대한 관심이 증대되고 있는 것이다. 특히 독거노인의 자기방임 연구가 활발히 이루어졌는데, 홀로 사는 경우 노인부부가 함께 사는 경우나 자녀 와 함께 사는 노인에 비해 생활실태가 열악하고 그로 인해 자기방임이 높은 것으로 조사되었기 때문이 다(이민홍 외, 2013; Pavlou & Lachs, 2006). 우국희(2008)의 연구에서는 홀로 거주하는 독거노인 에게 자기방임 발생위험률이 가장 높다고 하였다. 독거노인에 대해서는 노인학대의 한 유형으로 자기 방임을 정의내리면서 연구들이 진행되고 있으나(보건복지부, 2015;이민홍, 박미은, 2014;우국희, 2008), 함께 사는 가족구성원이 없다는 점에서 동일한 취약점을 가진 기타 연령대의 1인가구에 대한 자기방임 경험을 파악하고자 하는 관심은 그동안 저조하였다.

독거노인은 1인가구의 한 유형으로, 1인가구란 1인이 독립적으로 취사, 취침 등 생계를 유지하는 가 구를 말한다(통계청, 2018). 1인가구는 2015년을 기점으로 한국에서 가장 주된 가구유형으로 등극하 였고, 2018년 통계청 발표자료(통계청, 2018)에 따르면 전체 가구유형 중 28.6%를 차지했고, 2019년 12월 보건복지부의 보고서에서는 2020년 1인가구의 수가 600만 가구를 돌파하여 전체 가구의 30%를 넘어설 것으로 전망하였다(보건복지부, 2019b). 또한 이 자료에서는 2045년경 1인가구가 810만 가구 를 넘어서게 되고 전체 가구유형 중 36%를 넘는 비중을 차지하게 될 것으로 추정했다(보건복지부, 2019b). 이러한 예측에 근거하여 1인가구에 대한 중앙정부 및 지방정부 차원에서의 관심도 높아지고 있으며, 2018년도 ^「건강가정기본법_」 개정을 통해 1인가구를 가족의 한 가지 유형으로 인식하고 이들에 대한 실태조사를 지속적으로 실시하도록 규정했다.

여러 가구유형 중 1인가구의 경우 다인가구에 비해 취약한 집단으로서, 서울과 부산 등의 광역시에 서도 ^「건강가정기본법_」에 근거하여 관련 조례를 제정하고 1인가구 지원을 위한 정책을 펼치고 있다. 앞 서 말한 것과 같이, 자기방임의 위험성에 있어서도 1인가구는 다인가구 대비 고위험집단이라 할 수 있 는데, 함께 사는 가구원이 없으므로 자기방임이 이루어질 때에 즉시 개입하거나 지원을 할 인적 자원이 부재하다는 점, 나아가 만성질환이 있을 경우 돌보아줄 사람이 없어 자기방임 상태에 빠질 위험성이 더 높다는 점에서 그러하다. 이렇듯 1인가구는 기타 가구원이 없이 홀로 거주하고 있으므로, 다인가구와 비교할 때 상대적으로 지지체계가 적고 자기방임이 나타날 가능성이 높다 할 것이다.

특히 청년과 중년층을 포함한 1인가구 관련 선행연구들을 살펴보면, 1인가구들은 위급한 상황에서 조력자가 없다는 점에서 느끼는 스트레스 수준이 상당히 높게 나타나고 있고(김정은, 2019;홍승아 외, 2017),, 청장년층 여성 1인가구를 대상으로 한 양정선 등(2010)의 연구에서도 몸이 아프거나 위급 할 때에 대처가 어렵다는 점을 1인가구로 살아가는 데 있어 가장 어려움 점 중 하나로 지적하였다. 1인 가구는 건강이나 돌봄 등에 대한 욕구수준이 다인가구에 비해 유의하게 높은 것으로 나타나고 있다(경 기복지재단, 2017). 또 더 나이가 들었을 때에 나를 돌보아줄 사람이 없다는 점에 대한 걱정으로 노후 불안감이 높게 나타났다(이성은 외, 2012). 1인가구는 혼자 식사를 하거나 술을 마시는 경우가 많고 (91.8%), 혼자 식사를 하게 되면 대충하는 경우가 많은 것으로 보고되어(오유진, 2017) 개인의 건강이 나 영양관리에 있어 다인가구에 비해 소홀함을 알 수 있다. 정신건강의 측면에서도 1인가구는 다인가 구 대비 취약한 것으로 나타나고 있는데, 현재 투병 중이거나 우울, 자살시도나 충동이 있었던 경우가 다인가구 대비 약 2배 높게 나타났고(경기복지재단, 2017), 양정선 등(2010)은 응답한 1인가구들 중 30% 이상이 우울증을 경험했다고 보고하였다. 특히 우울, 불안 등 정신건강 관련 상담이 필요하다고 응답한 비율을 보면 1인가구 중에서도 65세 이상 노인 1인가구에 비해 그 이하의 연령대가 높은 요구 도를 보였다(경기복지재단, 2017). 이처럼 독거노인뿐 아니라 청년과 중년 1인가구 또한 다인가구와 비교할 때 신체 및 정신건강상태가 좋지 않고(김정은, 남영주 외, 2018), 따라서 자기방임 경험이나 만 성질환을 가질 확률이 상대적으로 높다고 할 수 있다.

이러한 연구결과들을 고려할 때, 청년 및 중년층의 성인 1인가구 또한 독거노인과 마찬가지로 1인가 구라는 취약성으로 인해 자기방임 경험이 높을 것임을 짐작할 수 있고 노년층뿐 아니라 성인 1인가구의 자기방임에 대해 관심을 가질 필요가 있다. 그러나 지금까지의 연구들을 살펴보면, 노인 1인가구(독거 노인)를 제외한 청년·중년 성인 1인가구를 대상으로 한 자기방임에 대한 연구는 매우 미미하였다. 또, 앞서 살펴본 바와 같이 1인가구는 신체 및 정신건강에 있어서도 다인가구 대비 취약한 것으로 나타났는 데, 1인가구의 웰빙이나 만성질환과 자기방임 간의 관계를 고찰한 연구는 드물다. 만성질환은 웰빙과 유의한 상관을 보이고, 웰빙 수준에 유의한 영향을 미치는 것으로 알려져 있다(Dolan, Peasgood, & White, 2008). 이에 따라 본 연구는 청년 및 중년 1인가구를 대상으로 하여 자기방임 경험 정도가 어 떠한지 알아보고, 자기방임의 위험요인 중 하나인 만성질환 간의 관계를 살펴보았다. 또한 궁극적으로 1인가구의 웰빙에 자기방임과 만성질환이 어떠한 영향을 주는 파악하기 위해, 만성질환과 주관적 웰빙 간의 관계에서 자기방임이 수행할 것이라 예상되는 매개역할의 유의성을 검증하였다. 구체적인 연구문 제와 그에 따라 설정된 연구모형은 다음과 같다.

Ⅱ. 선행연구 고찰

1. 자기방임

자기방임은 의학, 사회과학, 간호학 등 여러 분야의 문헌에서 흔히 사용되는 용어임에도 불구하고 공통적 으로 합의된 명확한 조작적 정의가 없다(우국희, 2014;Day & Leahy-Warren, 2008). Gunstone(2003) 은 자기방임이 갖는 특유의 역동과 복합적인 측면으로 인해 어디에서건 통용될 수 있는 정의를 내리는 것이 불가능하다고 하기도 하였다. 자기방임은 국가에 따라 정의가 상이하기도 하고, 동일한 국가 내에 서도 학자에 따라 달리 정의하기도 한다(우국희, 2008). Gibbons(2006)에 따르면, 노인의 자기방임이 란 의도적이건 비의도적이건 간에 사회적 그리고 문화적으로 용인되는 자기돌봄(self-care) 규범을 따 르지 못하는 것으로 정의되며, 자기방임을 하고 있는 당사자의 건강과 웰빙뿐 아니라 지역사회에도 지 대한 영향을 미칠 수 있다(Gibbons, 2006). 미국의 노인학대센터(National Center on Elder Abuse) 는 자기방임을 노인 자신의 건강이나 안전을 위협하는 행동으로 정의하면서, 적절한 음식, 물, 의복, 거 처, 개인위생, 의약품/치료, 안전에 대한 주의 등을 스스로 제공하기를 거부하거나 제공받지 못할 때에 나타난다고 하였다(National Center on Elder Abuse, n.d.). 그러나 이것이 본인의 결정에 따른 결과 에 대해 이해할 수 있는 정신능력을 가진 사람의 의식적이고 자발적인 결정에 따른 것이라면 개인의 선 택에 해당되어 건강이나 안전에 대한 위협으로 볼 수 없다고 하였다(우국희, 2008;National Center on Elder Abuse, n.d.). 자기방임은 디오게네스 신드롬이라고도 불리는데(Clark et al., 1975), 정신 장애와의 관련성 유무에 따라 제1유형과 2유형으로 나뉜다(Reyes-Ortiz, 2001). 제1유형은 정신장애 가 없는 것으로 주변에서 흔히 발견되는 사례둘이 이에 해당되고(약 50-70%의 자기방임이 제1유형에 해당), 제2유형의 경우 우울, 치매, 지적장애, 인지장애 등과 연관된 자기방임을 말한다(우국희, 2014).

한국은 미국의 노인학대 논의를 바탕으로, 자기방임을 주로 노년층에 국한시켜 연구와 정책이 이루 어져 왔고(우국희, 2014), 노인의 자기방임 증가율이 다른 학대유형에 비해 가장 빨리 증가하고 있어 (우국희, 2014) 더욱 관심을 받았다고 할 수 있다. 국내 연구들에서는 미국과 마찬가지로 자기방임을 노인학대 중 하나의 유형으로 분류하고, 스스로의 건강, 생활, 환경, 관리를 적극적 또는 소극적으로 하 지 않는 것으로 정의하고 있다(이민홍 외, 2013). 또 보건복지부의 노인보호전문기관 업무수행 지침에 서 노인학대의 유형 중 하나로 자기방임을 제시하면서, 노인 스스로가 의식주 제공 및 의료 처치 등의 최소한의 자기보호 관련 행위를 의도적으로 포기 또는 비의도적으로 관리하지 않아 심신이 위험한 상 황이나 사망에 이르게 하는 행위로 규정하고 있다(보건복지부, 2015).

반면, 영국이나 호주에서는 자기방임을 노인학대의 유형으로 한정짓지 않고 있다(우국희, 2014). 최근 영국은 자기방임을 하는 성인들 중 치매나 인지능력 손상 등으로 인해 정신역량이 제한적인 사람들의 자 기결정권 존중을 위한 법제도를 정비하고(우국희, 2014), 다양한 자기방임 사례들에 개입할 적절한 방법 에 대해 모색해왔다. 예를 들면 Braye, Orr, 그리고 Preston-Shoot(2011) 등의 연구를 근간으로 하여 Torbay Safeguarding Adults Board(2019), Gloucestershire Safeguarding Adults Board(2015), Newcastle City Council(2016) 등 각 지자체 위원회에서 자기방임 위험에 처한 성인들에 대한 진단과 개입 절차를 마련한 것이다. 호주는 주로 건강유지나 개인위생과 같은 자기돌봄이 제대로 되지 않거나 부 재한 사람들을 대상으로 건강 및 간호 영역 전문가들이 많은 관심을 보이고 있다(우국희, 2014).

자기방임의 특징이나 자기방임 행위와 관련하여 학자들은 다음과 같은 것들을 제시하고 있다(Day & Leahy-Warren, 2008;Halliday et al., 2000): (1) 매우 더러운 환경에서 사는 것(때로는 해충도 있 는 환경임), (2) 많은 수의 반려동물을 수집하듯 키움, (3) 가사노동이나 가정관리를 하지 않음, (4) 괴 벽스러운 행동이나 생활양식을 보임, (5) 자기돌봄이 제대로 되지 않아 개인위생관리(personal hygiene)까지 거부하는 수준에 이름. 이러한 특징 외에도 영양관리가 안 되고 상처가 낫는 속도가 더 디거나 옷이 낡았거나 또는 발톱이 지나치게 길거나 약 섭취가 제대로 안 되는 등의 모습을 보이기도 한 다(Day & Leahy-Warren, 2008;Adams & Johnson, 1998).

자기방임은 인생 전반에 걸쳐 어느 때에나 발생할 수 있으나, 75세 이상의 노년층에서 더 흔히 발생 하는 것으로 알려져 있다(Pavlou & Lachs, 2006;Iris, et al., 2010). 따라서 고령(75세 이상)은 자 기방임의 위험요인 중 하나로 알려져 있다. 노년층의 경우 건강검진이나 집밖에서 눈에 띌 만한 자기방 임이 발견되기 어려울 수 있고, 관련 기관에 보고되지 않거나 알려지지 않은 사례들도 상당수 있을 것 으로 추정된다(Day & Leahy-Warren, 2008). 자기방임의 다른 위험요인들로는 정신건강문제, 인지 능력손상, 치매, 전두엽의 기능문제, 우울, 만성질환, 영양결핍, 알코올과 약물 오남용, 기능적 그리고 사회적 의존성, 사회적 고립, 섬망 등이 알려져 있다(Day & Leahy-Warren, 2008).

앞서 말한 것처럼 자기방임의 위험성이 노년층에서 더 크고 특히 국내 연구들은 대부분 노년층에 집중 되어 있긴 하나(김미혜 외, 2006;이민홍, 박미은, 2014;Abrams et al., 2007), 자기방임에 대한 연구 들은 비단 노년층에만 국한되어 있지 않고, 더러운 환경(squalor)에서 사는 사람들뿐 아니라(Halliday, Banerjee, Philpot, & Macdonald, 2000), 성인(Braye, Orr, & Preston-Shoot, 2011), 자녀를 양 육하는 어머니(Walker & Best, 1991), 그리고 의사(Miller & McGowen, 2000)에 이르기까지 다양 한 집단들을 대상으로 이루어져왔다. 따라서, 본 연구에서는 자기방임의 위험을 노년층에만 국한하지 않고 성인층 전체에 걸쳐 정의하고 있는 영국과 호주의 관점을 받아들여 성인 그리고 1인가구를 대상으 로 자기방임 경험에 대해 살펴보았다. 지금까지의 자기방임 관련 연구들에서 독거노인의 자기방임에 많은 관심이 집중되었던 이유는, 75세 이상의 고령이 자기방임 위험요인 중 하나라는 점, 그리고 무엇 보다도 ‘홀로 산다’는 특성으로 인해 자녀와 함께 사는 노인가구나 노인부부가구에 비해 위험성이 크기 때문이었다(이민홍 외, 2003; Day & Leahy-Warren, 2008). 따라서 홀로 사는 성인 1인가구도 다 른 가구유형과 비교할 때 자기방임의 위험에 처해있다 할 수 있다. 1인가구로 살아가는 어려움이나 스 트레스에 대해 탐색한 선행연구들에서도 이를 알 수 있는데, 긴급한 상황에서 도와줄 사람이 없기에 느 끼는 스트레스가 높은 수준으로 나타났고(김정은, 2019), 홍승아 등(2017)과 양정선 등(2010)의 연구 에서도 1인가구로 생활하는 데에서 느끼는 어려움 중 신체 건강상의 위협이 있을 때에 홀로 살기 때문 에 대처하기 어렵다는 점이 상위를 차지하고 있다. 또 요리나 청소 등 가사노동이나 공과금 처리 등 일 상 유지를 위한 활동에서 오는 스트레스도 1인가구로서 살아가는 어려움으로 꼽힌다(김정은, 2019;하정화 외, 2014). 경기복지재단(2017)의 보고서에 따르면, 1인가구는 신체 및 정신건강, 그리고 돌봄 에 대한 욕구 수준이 다인가구에 비해 1.8배 높은 것으로 파악된다. 따라서 노년층이 아닌 성인 1인가 구 또한 자기방임의 위험에 처할 가능성이 높다고 할 수 있다. 그러나 노년층 이외에 청년이나 중년 1인 가구를 대상으로 한 자기방임에 대한 연구는 미미한 편이고, 1인가구의 웰빙이나 만성질환과 자기방임 간의 관계를 고찰한 연구도 드물다. 본 연구는 청년 및 중년 1인가구를 대상으로 하여 자기방임의 경험 이 어떠한지 알아보고, 자기방임의 위험요인 중 하나인 만성질환 간의 관계를 살펴보았다.

2. 주관적 웰빙과 자기방임

주관적 웰빙의 개념은 2000년대를 전후로 하여, 이전의 연구들에서 많이 언급된 ‘삶의 만족도’나 ‘행 복’의 개념만으로는 설명할 수 없는, 보다 포괄적인 것으로 확장되었다(Mesurado et al., 2018). 예를 들어, Pavot과 Diener(1993)는 삶에 대한 개인의 주관적 만족도를 측정하기 위한 척도를 개발하였는 데, 이후에 Diener(2000)는 이 척도가 단차원적이라는 한계점을 갖고 있다고 하면서, 주관적 웰빙 (subjective well-being)이란 한 개인이 자신의 삶에 대해 내리는 인지적이고 정서적인 평가라고 정의 내렸다. 비슷한 시기에 Ryff와 Keyes(1995)는 ‘삶의 질’이나 ‘행복’에 관한 연구 등 기존의 웰빙 연구들 이 명확한 개념틀에 근거하기보다 데이터와 자료를 위주로 행해져 왔음을 지적하였다. 즉 탄탄한 이론 적 토대의 부재로 인해, 이 개념 자체가 심리학 영역에서 긍정적인 기여를 하고 있음에도 불구하고, 한 편으로는 난해하다는 것이다(Ryff & Keyes, 1995). 웰빙을 설명하는 이론적 토대를 만들기 위해, Ryff와 Keyes는 심리적 웰빙과 사회적 웰빙이라는 새로운 개념을 제시하고 이를 측정하기 위한 도구 를 개발하였다(Ryff & Keyes, 1995;Keyes, 1998). Keyes의 후속 연구들(Keyes, 2002, 2005)에 서 주관적 웰빙은 정서, 심리, 사회적 웰빙의 세 가지 하위차원으로 구성되어 있음을 검증하였다. 이후 2000년대에 등장한 웰빙 척도 관련 연구들은 대부분 Keyes(2002)의 척도를 기반으로 하여 만들어졌 으며, 연구자들은 웰빙이 다차원적 개념이라는 데 동의하고 있다(Hone et al., 2014). 따라서 본 연구 에서도 Keyes(2002)의 주관적 웰빙 척도를 사용하였다.

1인가구의 주관적 웰빙 수준을 측정한 연구들은 있으나 다인가구와 비교한 연구는 드문 편인데, 경 기도 다인가구와 1인가구의 웰빙 수준을 비교한 황금회 등(2016)의 연구를 살펴보면, 1인가구의 주관 적 웰빙 수준이 유의하게 낮은 것으로 나타나고 있다. 특히 삶의 만족도에 있어 부정적으로 응답한 비 율이 다인가구에 비하여 8배나 높은 것으로 나타났다(황금회 외, 2016). 1인가구의 웰빙이나 삶의 만 족도 수준은 대체로 보통 정도의 수준인 것으로 보고되고 있고(김정은 외, 2019), 홍승아 등(2017)의 연구에서는 응답자의 52%가 1인가구로 사는 현재의 삶에 만족한다고 응답하였고, 33%는 ‘보통이다’, 15%는 ‘불만족한다’고 응답했다.

한편 자기방임은 결과적으로 한 개인의 웰빙에 부정적인 영향을 미치게 된다(Torbay Safeguarding Adults Board, 2019;Gibbons, 2006). 또 자기방임과 우울, 치매, 성격장애 등의 정신장애(이민홍, 박미은, 2014;Abrams et al., 2002;Burnett et al., 2007;Greve et al., 2004) 또는 심각한 정신 적 소진 등의 정신건강(Dong et al., 2010;Halliday et al., 2000)은 밀접한 연관이 있는 것으로 보 고된 바 있고, 앞서 살펴본 것과 같은 다양한 웰빙 측정도구들은 모두 한 개인이 얼마나 정신적으로 건 강한지를 살펴보기 위한 것임을 상기할 때, 자기방임과 주관적 웰빙 간의 관련성은 어렵지 않게 예측할 수 있다. 따라서 이 연구에서는 자기방임과 주관적 웰빙 간의 상관분석을 실시하고, 자기방임이 웰빙 수준에 유의한 영향을 미치는지 살펴보았다.

3. 만성질환, 웰빙, 그리고 자기방임

만성질환은 사람간 전파가 없는 비감염성 질환을 말하며, 질병의 진행속도가 완만한 것이 특징이다 (통계청, 2020). 통계청(2020)은 세계보건기구(World Health Organization, 2015)의 분류에 따라 만 성질환을 심혈관계 질환, 암, 만성폐질환, 당뇨병으로 분류하여 제시하고 있는데, 2018년도 기준 만성질 환별 한국인 유병률을 살펴보면(보건복지부, 2019a;통계청, 2020), 뇌졸중 의사진단경험률 1.8%(만 30세 이상), 천식 의사진단경험률 3.2%(만 19세 이상), 알레르기 비염 의사진단경험률 16.7%(만 19세 이상), 아토피피부염 의사진단경험률 4.8%(만 19세 이상)이다. 검진수치를 보면, 만 30세 이상을 대상 으로, 고혈압 유병률 28.3%, 당뇨병 10.4%, 고콜레스테롤혈증 유병률 21.4%, 고중성지방혈증 유병 률 17.1%, 그리고 만 10세 이상 대상으로 빈혈 유병률 6.8%인 것으로 나타났다. 또 보건복지부의 국 민건강통계 보고서에서는 만성질환의 하나로 비만 유병률에 대해 보고하고 있는데 남성 44.7%, 여성 28.3%로 나타났다(보건복지부, 2019a). 한국의 당뇨병 유병률은 OECD 국가들 중 8위이며, 천식으로 인한 입원율은 OECD 국가 평균의 2배에 달한다(질병관리본부·중앙심뇌혈관질환예방관리사업지원 단, 2019). 만성질환으로 인한 사망은 한국의 전체 사망건의 80%에 육박하고, 사망원인 중 10위권 내 에 드는 만성질환이 7개에 이르며, 만성질환 중 암, 만성호흡기질환으로 사망하는 비율은 OECD국가 평균치보다 높다(질병관리본부·중앙심뇌혈관질환예방관리사업지원단, 2019).

1인가구는 혼밥, 혼술 등이 잦아 영양 불균형으로 인해 저체중, 비만의 위험이 높은 것으로 알려져 있고(김유미, 2017), 불규칙한 식습관과 빠른 식사 속도는 이러한 위험율을 더 높이는 데 일조한다(김 도훈, 2012). 1인가구 중 만성질환을 가진 사람의 비율을 살펴보면, 경기도 여성 1인가구를 대상으로 한 연구에서 84%가 넘는 응답자가 6개월 이상 투병 중인 것으로 나타났고, 본인이 건강한 편이라고 응 답한 비율(25.4%)도 기타 집단(60.8%)에 비해 유의하게 낮게 나타났다(김정은, 남영주 외, 2018). 해 외 연구에서도 젊은 1인가구에 있어 비만이나 심혈관계 질환 등의 위험율이 높은 것으로 보고되고 있다 (Nielsen et al., 2006;Hedblad, et al., 2002). 정신건강의 측면에서도, 1인가구는 다인가구와 비교 할 때 우울증상이나 자살충동 또는 자살에 대해 생각하는 경험이 2배에서 3배 가까이 높은 것으로 나타 났고(경기복지재단, 2017;김수환 외, 2016), 청년기 20-30대 1인가구의 경우 자살생각의 경우 다인 가구 대비 4배 이상 높은 경험을 하고 있었다(김수환 외, 2016). 또 1인가구로 살면서 본인의 바람직하 지 않은 습관을 가까이에서 제지해주거나 심리적 지지가 되어줄 사람이 없을 경우에 반복되는 불규칙 한 생활습관은 만성질환에 걸릴 위험을 높이게 된다(김유미, 2017). 또다른 연구들을 살펴보면, 남성 1 인가구는 우울 등이 다인가구 또는 여성 1인가구 대비 유의하게 높은 것으로 보고되기도 하였다(김아 름 외, 2017; Gisle, & Van Oyen, 2013). 여성 1인가구는 다인가구와 비교하여 고혈압, 당뇨, 관절 염, 골다공증, 천식 등의 진단율이 높게 나타났다(김은경, 박숙경, 2016). 청년기와 중년기를 아우르는 30-40대 1인가구는 흡연율, 고혈압, 관절염 등 신체질환 뿐 아니라 자살생각과 우울증이 다인가구 대 비 특히 높은 것으로 나타났다(김수환 외, 2016).

한편 만성질환을 가진 환자들은 장기간 의료시설을 방문하거나 의료서비스를 제공받아야 하므로 의 료이용의 빈도가 높을 뿐 아니라, 오래도록 지속되는 질환으로 인해 신체건강에 무리가 가고 건강관리 에도 어려움이 있다(김홍수, 2010). 건강은 개인의 웰빙을 결정짓는 중요한 요인 중 하나이며(UK Department of Health, 2014), 삶의 만족도에도 유의한 영향을 미치는 것으로 보고된다(Haller & Hadler, 2006). 또 장기간에 걸친 만성질환으로 인해 생기는 신체건강상의 문제는 개인의 웰빙에 부정 적인 영향을 미친다(Dolan, Peasgood, & White, 2008;Shields & Prices, 2005).

앞서 자기방임 부분에서 기술한 바와 같이 만성질환은 자기방임의 주된 위험요인 중 하나로 알려져 있다(Day & Leahy-Warren, 2008). 신체건강이 좋지 않을 경우 자기방임 경험이 더 많은 것으로 보고 되었고(Blackman, 1987;Choi & Mayer, 2000;Halliday et al., 2000) 영국 지방자치단체들에서 명시한 성인의 자기방임 진단도구에서도 만성질환 여부와 심각도가 주요항목 중 하나로 제시되어 있다 (Torbay Safeguarding Adults Board, 2019). Tierney 등(2004)의 연구에서도 현재 앓고 있는 만성 질환의 개수가 많을수록 자기방임 경험이 많은 것으로 나타났다.

지금까지 살펴본 것과 같이, 자기방임과 만성질환은 웰빙과 관련이 있고 만성질환은 자기방임과 관 련이 있음을 보고한 연구들이 있었고, 또한 홀로 살고 있어 지지체계가 부족하다는 점을 공유하므로 독 거노인과 마찬가지로 청년이나 중년 1인가구 또한 자기방임 위험율이 상대적으로 높을 것임을 짐작할 수 있다. 또한 지금까지 1인가구의 자기방임, 나아가 자기방임과 웰빙, 또는 자기방임과 만성질환 간의 관계를 고찰한 연구는 미미하였다. 따라서 본 연구에서는 청년 및 중년 1인가구를 대상으로 자기방임 이 만성질환과 웰빙 간의 관계에서 매개역할을 수행하는지 살펴보았다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상 및 자료수집

분석을 위해 사용된 자료는 2018년 9월 서울 및 경기지역 1인가구를 대상으로 수집된 것이다. 자료 수집은 온라인 조사업체인 마이크로밀 엠브레인을 통해 이루어졌으며, 20세부터 49세까지의 청년 및 중년 남녀 1인가구 중 서울과 경기지역에 거주하고 있는 사람들을 대상으로 하여 성별과 지역별 비율을 할당하였다. 관련 분야 실무자 및 연구자들로부터 설문구성 및 문항에 대한 검토를 받은 후, 8월에 예 비조사를 실시하였다. 예비조사 후 문항개수와 문항내용을 재수정하여 본조사를 위한 설문지에 대해 기관생명윤리연구위원회(IRB)의 승인을 받았다. 본조사는 9월초 3주일에 걸쳐 500명의 1인가구에 대 해 진행되었다. 본 연구의 분석에 사용된 자료는 이 중 무응답 또는 ‘모르겠다’로 응답한 관측치들을 제 외한 것으로 총 496명에 대한 것이다(남성 251명, 여성 245명). <Table 1>에서는 보다 상세한 응답자 특성을 제시하였다. 응답자들의 평균 연령은 45.48세였고, 교육수준은 4년제 대학을 졸업한 사람들이 약 60%를 차지했다. 서울 거주자가 43.55%, 경기 지역 거주자가 56.45%를 차지했고, 조사시점에서 직업을 갖고 있는 사람들이 전체의 88%를 차지했다. 취업자들의 소득을 살펴보면 ‘2백만원 이상~3백 만원 미만’으로 응답한 경우가 약 35%로 가장 많았고, ‘3백만원 이상~4백만원 미만’이 18.95%로 2순 위, ‘1백만원 이상 2백만원 미만’이라고 응답한 경우가 16.53%로 3순위를 차지했다.

2. 측정도구

1) 자기방임: 매개변수

이 연구에서는 보건복지부(2015)의 정의에 근거하여, 자기방임을 스스로가 의식주 제공 및 의료처 치 등의 최소한의 자기보호 관련 행위를 의도적으로 포기 또는 비의도적으로 관리하지 않아 심신이 위 험한 상황이나 사망에 이르게 하는 행위로 정의한다. 자기방임 수준을 측정하기 위해 김미혜 등(2006) 의 연구에서 사용된 자기방임 척도를 사용하였다. 척도는 다음과 같은 5개 문항에 대한 경험 유무로 응 답하게 한 후(경험 있다 = 1, 경험 없다 = 0) 그 총합을 사용하였다. “스스로 식사를 줄이거나 거부하여 영양실조나 탈수상태에 빠진다”, “기본적인 위생과 청결에 최소한의 관리조차 하지 않는다”, “건강, 생 활, 환경 등의 위험한 상황에서 도움을 요청하지 않거나 거부한다”, “건강에 치명적임에도 불구하고 약 물이나 알코올 남용 등을 지속한다”, “지속적으로 자살을 생각하거나 시도한다.” 따라서 응답범위는 0 점(전혀 없음)~5점(다섯 가지 모두 경험 있음)이다. 왜도와 첨도를 확인한 결과 첨도가 다소 높게 나타 났고, 이에 따라 자기방임 변수를 경험 없음(0), 1회 경험(1), 2회 이상 경험(2)으로 다시 코딩하여 분 석에 투입하였다.

2) 주관적 웰빙: 종속변수

종속변수인 주관적 웰빙 수준을 측정하기 위해 Keyes(2002)의 척도를 임영진 등(2012)이 번안한 것을 사용하였다. 이 척도는 총 14개의 문항으로 구성되어 있으며, 주관적 웰빙 수준을 세 가지 차원으 로 나누어 측정한다. 14개 문항들은 각각 정서적 웰빙 문항 3개(긍정 정서, 삶의 만족도 등), 사회적 웰 빙 문항 5개(소속감, 기여 등), 그리고 심리적 웰빙 문항 6개(삶의 목표, 개인성격이나 능력에 대한 만 족 등)로 구성되어 있다. 각 문항들에 대해 최근 1달 동안 얼마나 자주 그렇게 느꼈는지를 묻고, 평정은 0점(전혀 느낀 적 없다)에서 5점(매일 느낀다)으로 이루어진다. 따라서 응답범위는 0~70점이다. 주관 적 웰빙 척도를 구성하는 문항들의 내적 일관성을 살펴보기 위해 크론바하 알파값을 구한 결과 .84로, 척도의 신뢰성이 확인되었다.

3) 만성질환: 독립변수

만성질환은 만성질환을 갖고 있는지 여부와 만성질환 치료기간에 대해 묻는 두 문항을 합산하여 구 성하였다. 만성질환이 없는 경우는 0으로, 만성질환 3개월 미만 동안 투병 또는 투약 중인 경우 1, 3개 월 이상 6개월 미만인 경우 2, 6개월 이상 1년 미만인 경우 3, 1년 이상 3년 미만은 4, 3년 이상 5년 미 만인 경우 5, 5년 이상 투병 또는 투약 중인 경우는 6점으로 코딩하였다.

3. 분석방법

분석은 SPSS 24.0 통계프로그램과 함께, Hayes(2018)를 참고하여 그가 개발한 PROCESS Macro 3.5 프로그램을 통해 이루어졌다. 먼저 주요변수들에 대한 기초통계량과 상관분석을 실시하였고, 주요 변수들로 단순회귀분석을 실시하였다. 이를 통해 만성질환이 주관적 웰빙에 유의한 영향을 미치고, 만 성질환이 자기방임에 유의한 영향을 미친다는 사실을 확인하였다. 이러한 결과는 매개분석을 위한 조 건을 충족시킨다(Baron & Kenny, 1986). 본 연구에서는 기존의 Baron과 Kenny(1986)가 제안한 매개분석방법이 갖고 있던 몇 가지 한계점(Judd & Kenny, 1981;MacKinnon, Fairchild, & Fritz, 2007)을 보완한 PROCESS 매크로 프로그램을 이용하여 분석을 실시하였다(4번 모형). 또한 Sobel 테 스트가 갖고 있는 한계(MacKinnon, Warsi, & Dwyer, 1995)를 고려하여, PROCESS 매크로 프로그 램에서는 부트스트래핑을 통해 매개효과의 유의성을 검증하였다.

Ⅳ. 연구결과

1. 기술통계 분석

주요변수들의 기술통계량을 살펴보면 다음의 <Table 2>와 같다. 먼저, 매개변수인 자기방임의 경 우, 1개 이상의 자기방임에 대해 ‘경험 있음’으로 응답한 사람들은 20%를 차지했다. 1가지 자기방임 경 험이 경우는 72명(14.5%), 2가지 종류 이상의 자기방임에 ‘경험 있음’으로 응답한 사람이 19명(3.8%), 3가지 종류 이상의 자기방임에 대해 ‘경험 있음’으로 답한 사람은 8명이었다. 자기방임 유형에 따른 응 답빈도를 살펴보면, 식사를 줄이거나 거부하여 영양실조나 탈수상태에 빠지는 경우에 대해 23명 (4.3%)이 경험이 있다고 응답하였고, 기본적인 위생과 청결에 최소한의 관리조차 하지 않는 경우 29명 (5.8%), 건강, 생활, 환경 등의 위험한 상황에서 도움을 요청하지 않거나 거부하는 경우 25명(5.0%), 건강에 치명적임에도 불구하고 약물이나 알코올 남용 등을 지속하는 경우 44명(8.9%), 그리고 지속적 으로 자살을 생각하거나 시도하는 경우 17명(3.4%)이 그러한 경험이 있는 것으로 나타났다.

종속변수인 주관적 웰빙 수준을 살펴보면, 평균 25.53점, 표준편차 12.54점으로 나타났다. 응답이 0점에서 70점까지의 범위를 갖는 것을 고려할 때 조사대상자들이 지난 1달 동안 일상에서 웰빙을 느낀 것은 중앙값 이하로 그다지 빈번한 수준이 아니었고 따라서 응답자들의 웰빙 수준은 대체로 낮은 편임 을 알 수 있다.

만성질환 유무 및 투병 또는 투약기간을 살펴보면, 만성질환이 있다고 응답한 사람들(0점으로 코딩) 이 129명으로 전체의 26%를 차지했다. 만성질환 변수의 평균값은 1.14점(표준편차 2.16점)으로, 만성 질환이 있으며 투병이나 투약기간이 3개월 미만이라고 응답한 사람들은 25명(5%), 투병이나 투약기간 이 3개월 이상 6개월 미만인 경우가 5명, 6개월 이상 1년 미만인 경우 7명, 1년 이상 3년 미만에 해당되 는 사람들은 12명이었다. 투병 또는 투약기간이 3년 이상 5년 미만인 응답자는 21명(4.2%)였고, 만성 질환이 있으며 투병 또는 투약기간이 5년 이상인 경우가 59명(11.9%)로 가장 많은 비중을 차지했다.

2. 변수들 간의 상관 분석

자기방임, 주관적 웰빙, 그리고 만성질환 간의 상관은 어떠한지 피어슨 적률상관분석을 실시한 결과 <Table 3>와 같이 나타났다. 자기방임과 만성질환은 정적이고 유의한 상관을 보여(r=.219, p=.001), 만성질환으로 투병 또는 투약하는 기간이 길어질수록 더 많은 유형의 자기방임을 경험함을 알 수 있다. 자기방임과 주관적 웰빙은 부적이고 유의한 상관을 보였고(r=-.108, p=.016), 더 다양한 유형의 자기 방임을 경험한 응답자들은 주관적 웰빙 수준이 더 낮음을 알 수 있다. 만성질환과 주관적 웰빙 또한 부 적이고 유의한 상관을 보여(r=-.134, p=.003), 만성질환으로 인한 투병 또는 투약기간이 길수록 주관 적 웰빙 수준 또한 낮아짐을 보여준다.

3. 자기방임의 매개효과 분석

매개효과 분석을 시도하기 위한 전제로 Baron과 Kenny(1986), 그리고 Judd와 Kenny(1981)는 다음과 같은 것들을 이야기하였다. 첫째, 독립변수와 종속변수간의 유의한 상관 및 독립변수가 종속변 수에 유의한 영향을 미침이 확인되어야 하고, 둘째, 독립변수와 매개변수간의 유의한 상관 및 독립변수 가 매개변수에 유의한 예측변인임이 확인되어야 한다. 또한 매개변수가 종속변수에 영향을 미친다는 것이 확인되어야 한다(유의한 상관을 보이는 것만으로는 불충분하다). 마지막으로 매개변수가 종속변 수와 독립변수의 관계에서 완전매개를 하기 위해서는, 매개변수를 통제할 때 독립변수가 종속변수에 미치는 영향이 전혀 없어야 한다. 이 중에서 가장 중요한 전제는 두 번째와 세 번째 전제라고 할 수 있다 (Kenny, 2018).

앞에서 살펴본 상관분석 결과에서 매개변수, 독립변수, 종속변수 간의 유의한 상관은 이미 확인되었 다. 따라서 회귀분석을 통해 만성질환이 주관적 웰빙을, 만성질환이 자기방임을, 그리고 자기방임이 주 관적 웰빙을 예측하는 유의한 변수인지 살펴보았다. 먼저 만성질환과 주관적 웰빙의 회귀모형이 적합 하였으며(F=5.88, p=.02), 만성질환의 회귀계수 또한 유의하였다((B=-.63, β=-.11, p=.02). 만성 질환이 자기방임에 미치는 영향을 살펴본 모형도 적합한 것으로 나타났고(F=24.97, p=.001), 만성질 환의 회귀계수 영향력도 유의하였다(B=.07, β=.22, p=.001). 자기방임과 주관적 웰빙의 회귀모형 또 한 적합하였고(F=9.04. p=.003), 자기방임의 회귀계수도 유의하였다(B=-2.57, β=-.13, p=.003).

주요 전제들을 모두 충족시킨다는 것이 확인되었으므로 매개분석을 실시하였고 그 결과는 <Table 4>와 [Figure 2]에 제시하였다. 자기방임에 만성질환이 미치는 영향을 보여주는 경로계수는 정적이고 유의한 결과를 나타냈다(B=.06, β=.22, p=.001). 자기방임이 종속변수인 주관적 웰빙에 미치는 영향 은 부적이고 유의하였다(B=-3.21, β=-.14 p=.002). 그러나 만성질환이 주관적 웰빙에 미치는 직접 효과는 유의하지 않은 것으로 나타났다(B=-.46, β=-.08, p=.09). 따라서 자기방임은 만성질환과 주 관적 웰빙의 관계를 완전매개함을 알 수 있다. 매개효과의 유의성을 부트스트래핑을 통해 검증한 결과, 효과크기는 -.15이고 유의한 것으로 나타났다(Lower Limit CI = -.35, Upper Limit CI = -.05).

Ⅴ. 논의 및 결론

이 연구에서는 다인가구 대비 취약한 집단인 1인가구의 자기방임과 만성질환, 그리고 주관적 웰빙 간의 관계를 분석하였다. 그동안 자기방임은 독거노인과 노인학대의 한 유형으로만 주목받았으나, 청 년이나 중년 1인가구 또한 독거노인과 마찬가지로 홀로 살고 있으며 주변의 지지체계가 취약하므로(김 유미, 2017) 다인가구와 비교할 때 자기방임 경험이 높을 것임을 짐작하기 어렵지 않다. 또 만성질환에 있어서도 홀로 식사하거나 제대로 챙겨먹지 않는 등의 불규칙하고 균형 잡히지 않은 식생활 습관(김유 미, 2017; 오유진, 2017), 가까이에서 심리적 지지가 되어줄 사람이 없고 우울 등이 높게 나타난다는 점(경기복지재단, 2017;김수환 외, 2016;김아름 외, 2017) 등 여러 가지 측면에서 다른 가구유형과 비교할 때 상대적으로 취약하다 할 수 있다. 이에 따라, 1인가구의 자기방임이 만성질환 투병기간과 주 관적 웰빙 수준 간의 관계에서 매개역할을 수행할 것으로 연구가설을 세우고 분석을 실시하였다.

각 변수들의 기술통계량을 분석한 결과, 서울 및 경기지역에 거주하는 청년 및 중년(20-40대) 1인 가구 응답자 중 다섯 가지 자기방임 유형 중 1가지 이상을 경험한 적이 있는 사람들은 전체의 20%를 차 지했고, 그 중 2가지 유형 이상의 자기방임 경험자는 5% 정도였다. 이들의 주관적 웰빙 수준은 중앙값 을 밑도는 점수(25.53점)를 보여 다소 낮은 수준인 것으로 나타났다. 만성질환으로 투병 또는 투약해온 기간에 있어, 만성질환이 없는 경우가 26%, 만성질환이 있는 경우 투병이나 투약기간이 5년 이상인 경 우가 11.9%로 가장 큰 비중을 차지했고, 그 다음으로 3개월 미만(5%), 3년 이상 5년 미만(4.2%) 순이 었다. 세 변수들은 모두 유의한 상관을 보였는데, 만성질환과 웰빙, 그리고 자기방임과 웰빙은 부적 상 관을, 만성질환과 자기방임은 정적 상관을 보였다.

자기방임 경험 수준(자기방임 유형들에 대한 경험 여부의 합)이 만성질환과 웰빙 간의 관계를 매개하 는지 살펴본 결과, 자기방임 경험 수준이 만성질환 투병기간과 주관적 웰빙 수준 간의 관계를 완전매개 함을 발견하였다. 이는 만성질환 투병기간이 주관적 웰빙 수준에 미치는 직접 효과는 유의하지 않고, 자기방임을 통해 간접적으로만 영향을 미친다는 것이다. 즉 만성질환과 웰빙 간의 유의한 상관관계나 만성질환이 웰빙에 미치는 유의한 영향력에 대해 보고한 연구들이 많이 있었으나(김도훈, 2012; 김수 환 외, 2016; 김아름 외, 2017;김유미, 2017;Haller & Hadler, 2006;Nielsen et al., 2006;Hedblad, et al., 2002), 이들의 관계를 자기방임이 완전매개하고 있음이 확인되었고, 이는 만성질환 자체의 직접효과가 아닌, 만성질환으로 인해 더 다양한 유형의 자기방임을 경험하게 되고, 이렇게 증가 된 자기방임 경험으로 인해 주관적 웰빙 수준이 낮아짐을 뜻한다.

서울을 비롯하여 1인가구의 비율이 높은 지역들은 지방정부 차원에서도 1인가구 지원을 위한 여러 프로그램들을 개발하고 제공하기 위해 노력하고 있으나, 1인가구의 자기방임 위험을 강조한 연구나 현 장의 관심은 상대적으로 적었다. 자기방임이나 만성질환의 위험을 낮추는 데 일조할 것으로 기대되는 프로그램들이 존재하기는 하지만(심리상담, 안부문안 서비스, 간병돌봄 서비스, 1인가구 동아리 지원 이나 1인가구를 위한 취미나 교양 교육 프로그램 등), 자기방임을 발견, 진단하고 자기방임 예방이나 치료를 위해 적극 개입하는 프로그램은 아직까지 부재한 실정이다. 특히 만성질환을 가진 1인가구의 경우, 만성질환 기간이 자기방임 경험을 통해 웰빙에 유의한 간접효과를 가진다는 것이 확인되었으므 로, 1인가구 웰빙 향상을 위해서는 자기방임과 만성질환 예방을 위한 프로그램 개발, 그리고 치료를 위 한 구체적인 개입 절차에 대한 제안이 이루어져야 할 것이다.

먼저 만성질환과 관련하여, 선행연구들에서 보고된 바와 같이 1인가구는 다인가구에 비해 만성질환 에 걸릴 위험이 더 높고(김유미, 2017;김은경, 박숙경, 2016), 20-30대 청년 및 30-40대 중년 1인 가구는 다인가구와 비교하여 우울, 자살충동, 고혈압, 당뇨 등 정신 및 신체질환을 가진 비율이 높게 나 타났다(김수환 외, 2016). 본 연구결과에 근거하면, 만성질환을 가진 청년 및 중년 1인가구는 더 다양 한 자기방임을 경험하게 되고, 이는 결과적으로 웰빙에 부정적인 영향을 주게 된다. 만성질환 예방을 위해 가장 중요한 것은 건강검진을 통해 건강 상태를 주기적으로 확인해보고 또 질병을 조기발견하여 치료하는 것이라 할 것이다. 그러나 1인가구는 건강검진 수진율이 다인가구와 비교하여 더 낮은 것으 로 보고되고 있다. 예를 들어 김수환 등(2016)의 연구에서 국민건강영양조사 자료를 통해 1인가구 건 강검진 수진율을 분석한 결과, 다인가구와 비교하여 통계적으로 유의하게 낮았다. 경기지역 1인가구 여성을 대상으로 한 다른 연구에서도 기타 가구유형 대비 건강검진 참여율이 통계적으로 유의하게 낮 은 것으로 나타났다(김정은, 정혜은 외, 2018). 1인가구의 건강관리를 위한 정책으로 최근 서울시 강서 구에서는 찾아가는 건강검진을 실시하고 있는데, 이는 1인가구의 만성질환 예방과 건강악화 방지를 위 해, 그리고 의료서비스 사각지대에 있는 1인가구 대상자들을 위해 지역내 유관기관들이 참여하여 의료 서비스를 제공하는 프로그램이다(최승희, 2019). 1인가구와 다인가구를 비교할 때 1인가구가 건강과 의료서비스 면에서 취약한 집단이라는 것은 여러 선행연구들에서 밝혀진 바 있으므로 위와 같은 서비 스를 타지역으로 확대·실시하는 것을 고려할 필요가 있다.

다음으로 자기방임의 예방과 치료를 위한 서비스를 구축할 필요가 있는데, 이를 위해 최근 영국 지방 자치단체들에서 출간한 성인의 자기방임 사정(assessment)과 개입을 위한 절차와 내용을 다룬 보고서 들을 살펴볼 필요가 있다(Cornwall and the Isles of Scilly Safegarding Adults Board, 2019;West Midlands Adult Safeguarding Board, 2018; Torbay Gloucestershire Safeguarding Adults Board, 2015). 이 보고서들에서는 다음과 같은 공통된 논의들이 기술되어 있다. 자기방임 사 정에 앞서 서면으로 관련 문서를 발송하여 방문일정을 잡고자 할 경우, 자기방임자가 그 문서를 비인격 적이거나 권위주의적이라고 받아들이게 되면 이후에 현장전문가와 장기간에 걸친 신뢰 관계를 형성하 기 어려울 수 있으므로 주의해야 한다. 자기방임자는 처음에는 전문가나 전문기관의 개입을 거부할 수 있으나 오랜 기간에 걸쳐 신뢰를 형성하고 나면 개입과 지원을 허용하는 경우가 많으므로 장기간에 걸 친 신뢰 형성은 중요하다. 가정방문을 할 경우에는 집안환경을 관찰하기 위해 현장전문가가 직접 실시 해야 하며 대리방문자를 통해 보고받지 말 것을 명시하고 있다. 부모로부터의 학대나 가족구성원 상실, 트라우마가 되는 전쟁 경험이나 알코올 중독 등 자기방임자의 배경에 대한 확인도 실시해야 한다. 다양 한 유관기관들을 통해 자기방임자에 대한 정보를 수집하고 공유할 필요가 있는데, 이는 자기방임자뿐 아니라 가족과 지역사회 내 다른 사람들의 웰빙 증진을 위해서도 중요하다. 개입에 있어서 기본 원칙은 자기방임자 본인의 일은 스스로 처리하도록 고무하는 것으로, 만약 이 원칙이 잘 지켜지지 않는다면 개 입 과정 중 지속적으로 자기방임자들을 격려하고 모니터링하도록 하고 있다. 또한 개인의 건강, 웰빙, 그리고 가정환경 개선을 위해 급작스런 것보다는 서서히 점진적으로 접근하는 방법이 성공적이라고 명 시하였다. 개입은 다양한 영역에서 이루어져야 하고, 그 영역들에는 직업상담, 돌봄, 거주지나 주거환 경에서의 건강과 위생 서비스, 기타 복지수혜를 받을 수 있는 서비스에 대한 안내 등이 모두 해당된다. 이외에도 자기방임을 하는 개인들에게 그들의 행동이 가져올 부정적인 결과에 대해 이해할 수 있도록 자기방임자들 대상의 임파워먼트 교육 등이 필요하다고 강조하였다. 국내에서 1인가구를 대상으로 하 는 새로운 자기방임 지원서비스나 대책이 수립되고 안정적으로 운영되기까지는 시간이 필요하므로, 먼 저 자기방임의 위험과 자기방임이 초래하는 부정적인 결과들에 대해 알게 하고, 자기방임 경험을 줄이 고 적절한 자기돌봄을 할 수 있도록 1인가구를 교육 프로그램을 개발하고 실시하여야 할 것이다.

한편 본 연구의 연구대상자들처럼, 지적 능력이 손상되었거나 정신적인 능력이 제한적인 사람들이 아니면서, 이들이 의도적으로 자기방임을 할 경우 개인의 자기결정권을 우선시할 것인가에 대해 고민 할 필요가 있을 것이다. 우국희(2008)의 연구에서는 노인의 자기방임은 학대의 한 유형에 해당되며, 의 도적이건 비의도적이건 자기방임에 대해 사회가 관용적인 태도를 보여서는 안 된다고 강조한 바 있다. 또한 전문가적 관점에서 볼 때, 자기방임이 발견될 경우 개입에 대한 개인의 거부권이나 자기결정권을 존중하는 것도 중요하나, 무엇보다도 취약 집단에 대한 사회적 책임과 지역사회 전체의 안전을 우선시 하는 경향을 보였다고 하였다(우국희, 2008). 해외의 상황도 크게 다르지 않다. 예를 들어 영국의 경우 자기방임 관련 연구들을 밑거름 삼아 지방정부 차원에서 성인의 자기방임 관련 정책을 수립하고 프로 그램을 개발하고 있는데, 자기방임을 하나의 ‘생활유형(lifestyle)’ 선택이라 치부하고 개입하지 않는 것 은 배려하고 돌보는 사회(caring society)에서 용인될 수 없는 해결방식이라 명시하고 있다(Torbay Safeguarding Adults Board, 2019;Newcastle City Council, 2016). 또, 자기방임에 대한 개입을 거 부하는 경우, 당사자뿐 아니라 지역의 다른 사람들도 위험에 처하게 할 수 있으므로 자기방임자들에 대한 개입에 있어 단호한 입장을 취하고 있다(Gloucestershire Safeguarding Adults Board. 2015;Newcastle City Council, 2016;Torbay Safeguarding Adults Board, 2019). 이와 맥을 같이 하여, 성인 1인가구의 자기방임에 대해서도 개인과 지역사회 안전을 위해 보다 적극적인 개입과 교육 방안을 마 련되어야 할 것이나, 한국에서는 아직까지 청중장년층 1인가구의 자기방임 개입과 가지결정권에 대한 논 의가 이루어진 바 없다. 따라서 복지서비스가 과연 어디까지 확장되어야 할 것인지에 대해 사회적 합의를 도출하기 위한 과정이 선행될 필요가 있다. 보편적 복지서비스의 확대로 정책방향이 설정되는 것이 바람 직하겠으나, 예산과 인력이 한정되어 있으므로 정책의 우선순위를 고려하지 않을 수 없기 때문이다.

본 연구가 갖는 한계점과 그에 따른 후속연구 제안을 하자면 다음과 같다. 첫째, 자기방임 변수는 김 미혜 등(2006)의 연구에서 사용된 것으로 노인의 자기방임을 측정하기 위한 도구였다. 본 연구의 대상 은 청년 및 중년 1인가구로, 향후 자기방임 관련 학계와 현장이 관심을 갖는 대상의 폭을 넓히고, 노년 층이 아닌 청년이나 중년, 장년 1인가구에 적용할 자기방임 척도를 새롭게 개발할 필요가 있는지에 대 한 고민이 필요하다. 그러나 자기방임의 정의를 고려한다면, 그리고 영국과 호주 등의 자기방임 수준을 진단하는 기준들과 비교할 때(Torbay Safeguarding Adults Board, 2019), 본 연구에서 사용한 척도 를 청년 및 중년 1인가구에 적용하는 데 큰 무리는 없는 것으로 판단된다. 둘째, 이 연구에 사용된 자료 는 서울 및 경기지역에 거주하는 20-40대 남녀 1인가구를 대상으로 온라인 조사를 실시한 것이다. 이 들의 사회경제적 배경은 한국의 모집단과 비교할 때 다소 높은 수준을 보이고 있다. 따라서 이 연구결 과를 일반화시키는 데에는 주의를 요할 필요가 있다. 나아가 이 연구의 자료에는 1인가구만이 포함되 어 있어 다인가구와의 비교를 할 수 없었다. 다인가구를 연구대상에 포함시켜 1인가구와의 비교대조가 가능해진다면 보다 풍부한 탐색이 이루어질 수 있을 것이다. 셋째, 이 연구에서 사용된 만성질환 변수 는 만성질환 여부 및 투병/투약 기간에 대한 응답을 합산한 것이었다. 따라서 현재 앓고 있는 만성질환 의 종류나 해당 질환의 심각도 등 질환과 관련된 보다 상세한 정보는 포함되어 있지 않다. 그러나 영국 지방자치단체의 가이드라인에서 자기방임 평가에서 고려할 것들로 명시한 바와 같이(Gloucestershire Safeguarding Adults Board. 2015;Torbay Safeguarding Adults Board, 2019), 만성질환의 심 각도 그리고 만성질환의 종류에 따라서 웰빙 수준 및 자기방임 수준이 달라질 수 있다. 예를 들어 심혈 관계 질환이나 당뇨 등으로 인해 신체 기능에 어려움이 생긴 경우에는 본인이 의도하지 않았지만 자기 방임 수준이 높아질 것이다. 따라서 후속연구에서는 만성질환의 변수를 보다 정교화시켜 투병/투약 기 간 뿐 아니라 질환의 심각도를 파악하고 질환의 후유증 등은 통제할 필요가 있다.

이 연구는 학술적으로 비교적 관심이 적었던 청년 및 중년 1인가구의 자기방임에 초점을 맞추어 만성 질환과 웰빙의 관계에서 자기방임이 유의한 매개역할을 수행하는지 조사하였고, 자기방임이 보이는 완전 매개효과를 확인하였다는 점에서 의의를 갖는다. 이를 통해 정책적 측면에서도 다음과 같은 점을 시사한 다. 즉, 청년 및 중년 1인가구의 웰빙을 증대시키기 위해, 특히 만성질환을 가진 1인가구를 우선순위로 하 여, 자기방임의 위험을 고지하고 이들이 심각한 수준의 자기방임에 처하기 전에 예방적 차원에서 개입할 수 있는 교육 프로그램과 정책 마련이 시급하다. 특히 청년 및 중년 1인가구를 포함하여 1인가구가 상대 적으로 높은 비중을 차지하는 수도권이나 광역시를 위주로 하여 1인가구 관련 지방정부의 조례와 정책 제 안이 다양하게 시도되는 현 시점에서, 1인가구에 대한 자기방임 진단을 실시하고 이를 통해 자기방임의 위험에 처한 1인가구를 돕는 사회적 지지체계와 지원방안을 모색하고 도입할 필요가 있다.