개인과 지역사회의 건강은 성별, 유전 등 개인적인 요인뿐 아니라 물리적 환경, 사회적 지지망 등 여러 요인의 조합에 의해 영향을 받은 누적된 결과이며[1], 건강 수준 향상을 위해 환경적 요인과 생활습관 요인을 변화시키는 노력이 필요하다[2]. McGinnis 등[3]은 유전학적 요인(30%)을 제외하고, 조기 사망을 초래하는 원인으로 사회적 환경요인이 15%, 물리적 환경요인이 5%, 건강 관련 행동요인, 즉 건강행위 요인이 40% 정도 기여한다고 보고하였다. 이 중 건강행위 요인은 건강 수준을 결정하는 주요 요인임과 동시에 다른 요인들에 비해 개선 가능성이 크다는 점에서 중요하게 다루어질 필요가 있다. Rodgers [4]는 간호사가 환경에 대한 관점을 확장하고, 환경을 간호중재의 초점으로 고려하는 것이 간호지식의 미래를 위해 가장 주요한 점 중 하나라고 강조하였다. 따라서 지역사회의 환경적 요인을 고려하여 개인의 건강행위 이행을 격려하고, 궁극적으로 개인과 지역사회의 건강수준을 향상시키는 것은 사회적으로 뿐 아니라 간호학적으로 중요한 의미를 가진다.

높은 만성질환 유병률에 따른 건강행위 이행이 강조됨에도 불구하고 우리나라 노인의 건강행위 비이행도는 높은 것으로 나타나 건강행위 비이행을 낮추기 위한 대책이 강구되고 있다[5]. 노인은 다른 연령집단에 비해 환경적 요인에 더 크게 영향을 받아 그 중요성이 강조되는 인구집단이다. 노인은 지역사회의 환경에 지속적으로 노출되는 집단이며, 신체적 기능 저하, 사회적 역할 축소, 경제력 부족 등의 부정적 변화를 경험하면서 주변 환경에 더 민감하게 반응한다[6]. 노인은 젊은 집단보다 지역사회의 공간변화에 더 민감하고, 공동체 네트워크에 더욱 의존적인 집단으로[6]. 사회적 환경은 노인의 건강행위 이행 여부와 밀접하게 관련된 변수로 강조되고 있다[7]. 또한 도시 거주 노인은 물리적 환경에 의해서도 크게 영향을 받을 수 있다. 도시 개발을 통한 지역의 물리적, 사회적 환경 변화는 개인의 생활 방식 및 신체활동 이행을 변화시키고 이로 인해 개인의 건강에 영향을 미칠 수 있는 것으로 알려져 있는데[8] 노인의 경우 도시의 물리적 환경 변화가 사회적 관계망에 손실을 일으켜 타인과의 상호작용과 생활양식에 부정적 영향을 미칠 수 있기 때문이다[9]. 도시거주 노인은 급격한 도시환경의 변화에 신체적, 정신적으로 영향을 많이 받고, 이로 인해 일상생활에서 불편함과 어려움을 느껴[6] 건강행위 비이행이 높아질 수 있다. 그러나 여전히 노인의 건강행위 이행수준 파악 등과 같이 현상파악 중심의 연구가 이루어지고 있으며, 건강행위 비이행과 환경적 요인 간의 관련성을 파악하는 연구는 다른 연령집단에 비해 미흡한 실정이다[10].

물리적 환경 중 자연적 환경에 해당하는 대기오염은 전 세계적으로 사망률과 질병 이환율의 주요 원인이다. 특히 미세먼지, 오존, 이산화질소는 여러 문헌을 통하여 노인 건강에 미치는 부정적 영향이 증명되었으며[11,12] 건강행위 비이행으로 인한 건강 악영향이 보고되어[13,14] 노인건강과 밀접하게 관련된 자연환경으로 강조되고 있다[11]. 노인은 대기오염에 취약한 건강인구집단으로 미세먼지, 오존, 이산화질소에 대한 단기 노출만으로도 심혈관 질환, 호흡기 질환, 뇌 혈관 질환 등으로 인한 사망이 증가할 수 있으며[12] 특히 미세먼지에는 기준치보다 낮은 농도에도 크게 영향을 받는다[11]. 노인을 둘러싸고 있는 환경적 요인은 노인의 활동에 영향을 미치며, 노인이 잘 조성된 물리적, 사회적 환경에 노출될수록 건강행위 이행이 강화되는 것으로 알려져 있다[7]. 이에 다양한 도시에 거주하는 노인을 대상으로 대기오염 등의 자연적 환경과 건강행위 비이행과의 관련성을 파악할 필요성이 있다.

인구 고령화가 진행되고, 시대의 흐름에 따라 노인의 특성들이 변화하면서 노인에게 특화된 건강증진 정책을 수립하기 위해 노인 집단 내 특성을 파악할 수 있는 객관적 자료의 필요성이 높아졌으나, 노인의 특성과 사회적 환경의 변화로 노인을 대상으로 한 직접 설문조사의 수행은 점점 어려워지고 있다[15]. 2017년 노인실태조사는 노인의 삶을 종합적으로 파악할 수 있고 노인의 특성 별 생활 현황의 차이를 비교, 분석할 수 있는 자료로 활용 가능하며[15] 층화 집락 표본 추출법을 사용하여 대표성이 높다. 이에 본 연구는 노인실태조사자료를 활용하여 환경적 요인과 노인 건강행위와의 연관성을 확인하고, 노인의 건강행위 비이행도와 관련된 환경적 요인을 규명함으로써 노인의 건강행위 비이행도를 낮추는데 적절한 사회적, 물리적 환경을 마련하는데 근거를 제공하고자 한다.

본 연구의 개념적 기틀은 Bronfenbrenner의 생태체계이론(eco-system theory)으로 인간이 환경적 요소와 끊임없이 상호 교류하면서 적응하고 진화한다는 견해를 바탕으로 인간이 그들의 물리적, 사회적 환경을 변화시키며, 환경과의 지속적 상호작용을 통해 환경에 의해서 변화된다는 이론이다[9,16]. Bronfenbrenner는 환경을 사회적 환경과 물리적 환경으로 구분하였는데, 사회적 환경은 사회 내에 존재하는 다양한 수준의 인간관계망을 포함하고, 물리적 환경은 건축물, 교통체계 등 인간에 의해 만들어진 인위적 환경과 기후 등의 자연적 환경으로 구분된다[16,17]. 생태체계이론에 따르면 물리적 환경과 사회적 환경은 인간행동에 영향을 주고받으며, 물리적 환경은 타인과의 상호작용, 사회적 관계망 등의 사회적 환경에 영향을 미친다[9]. 이에 본 연구는 생태체계이론을 개념 틀로 활용하고, 종속변수인 건강행위 비이행도를 인간행동에 대입하여 다음과 같은 연구의 개념적 기틀을 설정하였다(Figure 1).

본 연구의 목적은 생태체계이론을 바탕으로 2017 노인실태조사 패널데이터와 국립환경과학원의 2017 대기환경연보 조사자료를 이용하여 도시 거주 노인의 건강행위 비이행도를 파악하고 이에 관련된 환경적 요인을 규명하는 것이며, 구체적인 목적은 다음과 같다.

• 도시 거주 노인의 사회적, 물리적(인위적, 자연적) 환경 특성과 건강행위 비이행도 정도를 확인한다.

• 도시 거주 노인의 사회적, 물리적(인위적, 자연적) 환경에 따른 건강행위 비이행도 차이를 파악한다.

• 도시 거주 노인의 건강행위 비이행도와 관련된 환경적 요인을 규명한다.

본 연구는 도시 거주 노인의 건강행위와 관련된 환경적 요인을 파악하기 위해 한국보건사회연구원의 2017 노인실태조사 패널데이터와 국립환경과학원의 2017 대기환경연보 조사자료를 활용한 이차분석 연구이다.

본 연구의 대상자는 2017 노인실태조사 대면 면접을 마친 65세 이상 노인 8,675명 중 도시 거주 노인 3,198명이다. 미세먼지 등의 환경적 요인은 지역에 따라 큰 차이가 있으므로 본 분석의 대상자를 도시 거주 노인으로 제한하였으며 2017 노인실태조사 패널데이터[15]와 2017 대기환경연보의 미세먼지, 오존, 이산화질소 농도 데이터[18]의 특성에 기인하여 서울특별시, 인천광역시, 부산광역시, 대구광역시, 광주광역시, 대전광역시, 울산광역시, 세종특별자치시에 거주하는 경우를 도시에 거주하는 것으로 정의하였다. 이와 함께 대리응답자는 대상자에서 제외하여 최종 3,198명의 자료가 분석에 포함되었다.

G*Power 3.1.9.2를 사용하여 위계적 다중 회귀분석에 필요한 중간수준의 효과크기 .15, 유의수준 .05 검정력 .80을 유지하고 본 연구의 독립변수와 유사한 변수를 포함하면서 지역사회 거주 노인의 건강행위에 영향을 미치는 요인을 조사한 선행연구[19]를 참고하여 독립변수를 10개로 예상하였을 때 필요한 대상자는 최소 118명으로 산출되었다. 본 분석에 포함된 대상자는 총 3,198명으로, 독립변수와 종속변수 간 관계를 파악하기에 충분한 것으로 확인되었다.

본 연구는 한국보건사회연구원에서 제공하는 2017년 노인실태조사자료[15]와 국립환경과학원에서 제공하는 2017 대기환경연보의 미세먼지, 오존, 이산화질소 농도 데이터[18]를 분석하였다. 노인실태조사는 노인복지법 제5조에 따른 법정조사로 2007년 법제화 이후 한국보건사회연구원에서 3년마다 수행되는 조사이며, 65세 이상 노인을 대상으로 한다. 현재 2020년 5차 조사를 수행 중이며, 본 연구에서 사용하는 2017 노인실태조사는 2017년 6월 12일~8월 28일 기간 중 실시되었다. 노인실태조사는 노인의 생활 환경과 욕구를 다각적으로 파악하고 노인 특성의 변화추이를 예측함으로써 현재의 노인 정책 및 향후 다가올 고령사회에 대응하는 정책개발에 요구되는 기초자료를 제공하는 것을 목적으로 한다. 2017 노인실태조사는 879개 조사구의 65세 이상 노인 10,299명을 대상으로 가구 일반 사항, 건강상태, 건강행태, 기능상태와 간병수발, 여가활동과 사회활동, 경제활동, 자녀 ․ 배우자와의 관계 및 가구 형태 등 14개 영역을 조사했으며, 층화 2단계 집락추출 설계를 사용하였다. 조사원이 사전에 표본 추출된 조사 지역의 모든 가구를 조사원이 직접 방문하여 가구 내에 거주하고 있는 65세 이상 노인에 대한 직접면접조사 방식으로 조사를 진행하였다[15]. 미세먼지, 오존, 이산화질소 농도 데이터는 환경부 및 지방자치단체에서 운영 중인 총 11개 종류의 측정망을 이용하여 전국 111개 시군에서 측정되었다. 측정 결과는 도시별 ․ 측정소별, 연도별 ․ 월별 측정값으로 제공하고 있다[18].

본 분석에 사용된 노인실태조사는 법정조사로 통계청으로부터 승인(승인번호 제11771)을 받은 바 있으며, 2017 노인실태조사는 2017년 5월 30일 통계변경 승인을 받았다. 또한, 노인실태조사에는 이름, 주민번호 등 개인을 추정할 수 있는 정보는 포함되지 않는다[15]. 본 연구는 소속 기관 연구윤리심의위원회의 심의면제를 획득하였다(IRB No. 4-2021-0723).

본 연구는 Bronfenbrenner의 생태체계이론[16]과 선행연구[19,20]에 근거하여 노인실태조사자료에서 변수의 선택과 조작화를 시행하였다. 종속변수는 건강행위 비이행도이며 독립변수는 사회적 환경, 물리적 환경(인위적 환경, 자연적 환경)으로 나누어 정의하였다. 환경적 특성 중 자연적 환경에 해당하는 미세먼지, 오존, 이산화질소 농도 변수가 값이 클수록 오염도가 높은 것을 의미하므로, 해석의 통일성을 위해 변수의 값이 클수록 비정상 값을 의미하도록 정의하였다. 종속변수는 건강행위 비이행도로, 환경적 특성과의 관련성을 명확히 파악하기 위하여 대상자의 일반적 특성은 통제변수로 설정하였다.

본 연구의 자료분석은 SPSS/WIN 25.0 통계 프로그램을 사용하여 분석하였다. 노인의 일반적 특성, 환경적 특성(사회적 환경, 자연적 환경, 인위적 환경), 건강행위 비이행도의 분포는 기술통계 방법으로 분석하였으며, 노인의 특성에 따른 건강행위 비이행도는 independent t-test와 one way ANOVA로 분석하였고, 사후 검증은 등분산을 만족하는 경우 Scheffé방법, 등분산을 만족하지 않는 경우 Dunnett T3 방법을 활용하였다. 노인의 환경적 특성과 건강행위 비이행도 간의 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient로 확인하였고, 노인의 건강행위 비이행도와 관련된 요인은 일반적 특성 통제 후 hierarchical multiple linear regression analysis를 실시하였다.

대상자의 평균 연령은 74.0±6.06세이며, 여성이 54.1%, 교육수준은 초등학교 이하가 52.8%, 무직이 75.1%였다. 국가에서 경제적인 지원을 받는 수급권자는 10.4%였고, 복합만성질환이 있는 대상자가 51.3%였다.

대상자의 환경적 특성 중 사회적 환경에서 배우자지지는 12점 만점에 평균 5.75±5.07점이었고, 점수는 최소 0점부터 최대 12점까지 분포하였으며, 12점이 32.24%로 가장 많았다. 비동거자녀지지는 20점 만점에 평균 8.25±3.40점이었고, 0점부터 16점까지 분포하였으며, 8점이 14.20%로 가장 많았다. 사회활동 참여와 친구 ․ 이웃 ․ 지인과의 교류는 각각 16점, 6점 만점에 평균 11.90±1.52점, 1.97±1.14점이었고 4~14점, 0~4점의 점수 범위를 가졌다. 사회활동 참여는 12점이 29.14%, 친구 ․ 이웃 ․ 지인과의 교류는 2점이 54.22%로 가장 많았다.

물리적 환경 중 인위적 환경에서 거주 지역은 서울이 24.2%로 가장 많았고 세종이 2.3%로 가장 적었다. 주거위치는 지상 또는 옥탑이 96.3%, 지하 또는 반지하가 3.7%였고, 노인 생활 편리성을 위한 설계가 있는 곳에 거주하는 대상자가 7.8%, 외출 시 불편한 점이 있는 대상자가 38.3%였다. 주요 기관 ․ 시설과의 접근성은 18점 만점에 평균 8.66±3.04점이었고, 0점부터 18점의 점수 범위를 가졌으며, 10점이 16.3%로 가장 많았다. 자연적 환경 중 연평균 미세먼지 농도는 최소 40 μg/m³에서 최대 47 μg/m³까지의 범위를 보였고, 연평균 오존 농도는 0.025 ppm에서 0.032 ppm, 연평균 이산화질소 농도는 0.018 ppm에서 0.030 ppm까지 범위를 보였다.

대상자의 건강행위 비이행도는 7점 만점에 평균 3.05±1.03점이었고, 최소 0점에서 최대 7점까지 분포하였다(Table 1).

통제변수 선정을 위해 대상자의 일반적 특성 중 건강행위 비이행도에 유의한 차이를 보이는 변수를 확인하였다. 분석 결과 연령, 성별, 취업상태, 복합만성질환 유무에 따라 건강행위 비이행도에 유의한 차이를 보였다. 75세 이상에 비해 75세 미만인 노인(t=2.76, p<.001), 여성에 비해 남성노인(t=9.48, p<.001), 취업하지 않은 노인에 비해 취업한 노인(t=5.67, p<.001), 복합만성질환이 있는 노인에 비해 없는 노인(t=7.53, p<.001)의 건강행위 비이행도가 높은 것으로 나타났다.

노인의 환경적 특성 중 거주 지역에 따라 건강행위 비이행도에 유의한 차이가 있었으나(F=9.76, p<.001) 사후 검정에서는 유의한 차이를 보이지 않았으며, 외출 시 불편한 점이 없는 노인이(3.10±1.04) 있는 노인보다(2.98±1.02) 건강행위 비이행도가 높았다(t=3.37, p<.001)(Table 2).

노인의 건강행위 비이행도와 관련된 환경적 요인을 규명하기 위하여 위계적 다중 회귀분석을 실시하였다. 1단계에서는 대상자의 일반적 특성 중 건강행위 비이행도에 유의한 차이를 보인 연령, 성별, 취업상태, 복합만성질환 유무를 통제변수로 투입하였다. 이후 2단계에서는 1단계에 투입한 일반적 특성을 통제한 후 환경적 특성 중 건강행위 비이행도에 유의한 차이 및 상관관계를 보였던 비동거자녀 지지, 사회활동 참여, 친구 ․ 이웃 ․ 지인과의 교류, 외출 시 불편한 점 유무, 주요 기관 ․ 시설과의 접근성, 연평균 미세먼지 농도, 연평균 오존 농도, 연평균 이산화질소 농도를 추가로 투입하여 분석하였다(Tables 2, 3).

위계적 다중 회귀분석의 기본 가정인 오차항의 정규성과 독립성 및 등분산성을 검증하기 위해 잔차의 정규 P-P곡선과 산점도를 확인하였다. 독립변수와 종속변수는 정규분포를 이루었고, 개별 잔차들의 독립성과 등분산성이 입증되었다. 또한, 공차(tolerance)는 모형1이 .94~.96, 모형 2가 .30~.97로 .1 이상이었고, 분산팽창계수(variance inflation factor)는 모형 1이 1.04~1.06, 모형2가 1.03~3.45 범위에 속하여 10 미만이었으므로 다중공선성의 문제가 없어 위계적 회귀분석을 위한 기본가정이 모두 만족됨을 확인하였다.

분석 결과, 모형 1의 F=37.20(p<.001), 모형 2의 F=27.11(p<.001)로, 본 회귀모형이 적합하다고 할 수 있다. 통제변수만 투입한 모형 1에서 R제곱값 .05, 독립변수를 투입한 모형 2에서의 R제곱 값 .09로 R제곱 변화량이 .04 증가하였다. R제곱 변화량에 따른 유의확률 F변화량 값이 <.001로, 통제변수 투입 후 독립변수가 종속변수를 통계적으로 유의하게 설명하는 것을 확인하였다.

모형 2는 건강행위 비이행도를 9.0% 설명하는 것으로 확인되었다(F=27.11, p<.001). 일반적 특성 중 성별, 취업상태, 복합만성질환 유무는 건강행위 비이행도의 유의한 관련요인이었고 환경적 특성 중 사회활동 참여, 친구 ․ 이웃 ․ 지인과의 교류, 주요 기관 ․ 시설과의 접근성, 연평균 미세먼지 농도가 건강행위 비이행도와 유의하게 관련된 것으로 나타났으며 사회적 환경 중에서는 사회활동 참여, 물리적 환경 중에서는 연평균 미세먼지 농도가 가장 큰 관련 요인으로 분석되었다. 즉, 남성노인에 비해 여성노인(β=-.11, p<.001), 취업하지 않은 노인에 비해 취업한 노인(β=-.09, p<.001), 복합만성질환이 없는 노인에 비해 있는 노인(β=-.10, p<.001)의 건강행위 비이행도가 낮았고, 사회활동 참여가 낮을수록(β=.15, p<.001), 친구 ․ 이웃 ․ 지인의 지지가 낮을수록(β=.06, p=.002), 주요 기관 ․ 시설과의 접근성이 낮을수록(β=.06, p=.001), 미세먼지 농도가 낮을수록(β=-.10, p<.001) 건강행위 비이행도가 높은 것으로 나타났다(Table 4).

노인의 사회활동 참여는 본 연구의 환경적 특성 중 노인의 건강행위 비이행도를 가장 크게 설명하는 관련요인이었다. 이는 지역사회 노인이 참여하는 사회활동의 수가 적을 때 건강행위 비이행도가 높은 것으로 나타난 선행연구[23]와 일치하는 결과이다. 사회활동 참여는 소속감, 사회적 정체성, 성취감을 제공함으로써 사회관계의 기초를 형성하고, 노인의 긍정적인 건강행위와 관련을 보이는 것으로 밝혀져 있다[24]. 예를 들어, 사회활동 참여는 흡연을 예방하고 과일과 채소 섭취를 늘리며, 신체 활동을 활발히 하는 등 다양한 건강증진 행동을 향상하는 것으로 보고되었다[25,26]. 세계보건기구의 국제연구 데이터를 사용하여 13,367명의 노인 대한 2차 자료분석을 시행한 연구[24]에서도 높은 사회적 참여는 잠재적인 건강증진 요소였으며, 개인 및 지역사회 수준에서 노인의 사회활동 참여를 통해 건강한 생활방식을 장려해야 한다고 제언하였다. 따라서 노인의 건강행위 이행을 증진시키기 위해 사회활동 참여에 대한 노인의 관심을 높일 수 있는 동기부여 및 전략 개발이 이루어져야 한다. 또한, 사회활동 참여와 건강행위에는 거주 지역의 문화적 특성 등이 주요하게 작용할 수 있으므로[24] 본 연구의 대상자인 도시 거주 노인 뿐 아니라 농촌 및 우리나라 전체 노인을 대상으로 한 관련성 파악이 이루어져야 할 것이다.

본 연구에서 배우자 지지 및 비동거 자녀 지지가 아닌, 친구․ 이웃 ․ 지인과의 교류가 건강행위 비이행도의 유의한 관련요인으로 도출된 것은, 노인의 건강행위에 대한 질적연구[27]에서 노인들이 가족의 지지에 대한 전통적인 기대에서 이웃이나 친구에게 더 많이 의존하는 것으로 전환이 이루어졌다고 밝힌 것과 유사한 결과이다. Kawachi와 Berkman [28]도 이웃, 친구와 같은 신뢰할 수 있는 사회적 관계가 정서적 지지를 제공함으로써 심리 사회적 기능을 강화하여 건강 행위 이행을 촉진하고, 건강에 해로운 행동을 억제한다고 하였다. 따라서 인생 후반기에 대두되는 비혈연적 사회관계망의 주목해야 하며 노인이 친구, 이웃, 지인과의 교류를 활발히 하도록 이끄는 전략 개발이 필요하다. 국가와 지역사회의 적극적인 개입이 요구되며, 도시 거주 노인을 위한 노인복지회관, 경로당 등의 복지시설과 지역사회의 각종 행사 등을 통해 지역 내 노인들 간의 네트워크 형성을 도움으로써 상호 교류를 격려하는 것이 한 가지 방안이 될 수 있을 것이다.

본 연구에서 주요 기관 ․ 시설과의 접근성이 도시거주 노인의 건강행위 비이행도에 주요한 관련요인으로 도출된 것은, 선행연구에서 도시 거주 노인이 농촌 거주 노인과는 다르게 의료 서비스 접근성이나 대중교통의 접근성에 영향을 받지 않은 것과 상반된 결과이다[29]. 그 이유로 본 연구의 주요 기관 ․ 시설에 대한 조작적 정의를 살펴볼 수 있다. 본 연구에서는 주요 기관 ․ 시설로 의료 서비스 접근성, 대중교통 접근성 뿐 아니라 시장, 슈퍼 등 일상용품 구매 장소와의 접근성, 주민센터와의 접근성, 노인복지관 및 노인복지회관과의 접근성, 사회복지관, 장애인복지관 및 여성회관과의 접근성을 포괄하여 측정하였기 때문이다. 시장, 슈퍼 등 일상용품 구매 장소와의 접근성이 낮은 노인의 경우 건강행위의 측정항목 중 영양관리에 어려움이 있을 수 있으며, 주요 회관과의 접근성은 운동실천 등에 도움을 받기에 어려움이 있을 것으로 판단된다. 따라서 노인 건강과의 관련성이 강조되는 생활 다방면의 물리적 지지망을 확대하기 위한 국가 차원의 개입이 요구되며, 다양한 기관 및 시설에서 전문인력의 개입을 통해 노인의 건강행위 이행에 적합한 지원을 지속적으로 제공해야 한다.

연평균 미세먼지 농도는 건강행위 비이행도의 유의한 관련 요인으로, 거주 지역의 연평균 미세먼지 농도가 낮을수록 건강행위 비이행도가 높았다. 즉, 미세먼지 농도가 높을수록 건강행위 이행이 높은 것으로, 이는 선행연구에서 대기오염 농도가 증가함에 따라 대기오염의 급성 건강 영향을 방어하기 위한 행동 변화를 보고한 것과 유사한 결과이다[14]. 미세먼지가 노인 건강에 미치는 악영향이 강조됨에 따라[11] 65세 이상 노인의 경우 미세먼지 고농도 시 몸속 노폐물을 배출하기 위한 충분한 수분 섭취와 항산화 작용을 하는 과일과 야채 섭취가 권장되며, 미세먼지를 증가시키는 흡연을 피하고, 개인위생 및 건강을 체크하고 기저질환 치료약을 복용하는 등의 건강관리를 이행하도록 행동지침이 활발히 홍보되고 있다[30]. 특히 우리나라의 주요 도시에서는 ‘미세먼지 고농도 시 행동지침 홍보’, ‘미세먼지 비상 저감조치 발령 시 알림 서비스 제공’과 같은 국가 주도의 미세먼지 관련 서비스를 제공하고 있으므로[19] 미세먼지 농도는 오존, 이산화질소 농도에 비해 노인의 건강행위 비이행도에 유의한 영향을 미쳤을 것으로 판단된다. 즉, 미세먼지 농도가 높은 지역에 거주하는 노인일수록 건강 악영향을 우려하여 흡연, 고위험 음주, 영양관리 비이행, 건강검진 비이행, 치료 비이행 등의 건강행위 비이행이 감소했을 것으로 사료된다.

노인의 건강을 증진시키는 것은 본 연구의 종속변수인 건강행위의 궁극적인 목적이므로, 선행연구를 통해 노인의 미세먼지 관련 건강행위에 영향 미치는 것으로 밝혀진 기저질환 유무, 교육수준, 미세먼지 관련 정보 경험 등을 고려하여[19] 노인의 특성에 기반을 둔 개입이 제공되어야 한다. 또한, 노인은 기준치보다 낮은 농도의 미세먼지에도 크게 영향을 받는 취약한 집단이므로[11], 연평균 미세먼지 농도가 상대적으로 높은 지역에 거주하는 노인에게는 지역적 특성과 위험성을 강조하고, 미세먼지 농도가 상대적으로 낮은 지역에 거주하는 노인에게는 노인인구가 미세먼지 농도에 민감한 집단임을 강조하여 건강행위 이행을 증진시켜야 한다.

노인 거주지의 환경적 요인과 노인 건강과의 관련성이 강조되고 있음에도 불구하고 노인의 건강행위 비이행도와 관련된 환경적 요인을 포괄적으로 확인한 연구는 부족한 실정이므로 본 연구에서 사회적, 물리적 환경요인을 규명한 것은 시의 적절하다고 여겨진다. 특히 본 연구는 최근 전 세계적으로 심각한 문제로 대두되고 있는 대기오염에 민감한 집단인 노인 거주지의 환경적 요인과 건강행위 비이행도 간의 관계를 파악한 연구라는 점에서 의의가 있으며, 후속 연구 수행에도 도움이 될 것으로 판단된다.

그러나 본 연구는 이차자료분석 연구로, 변수 선택과 조작에 제한이 있다는 연구설계적인 한계점이 있다. 때문에 본 연구의 주요 변수인 환경적 특성으로 노인실태조사에서 조사된 항목 또는 지역별 데이터로 존재하여 노인의 거주지와 연결지을 수 있는 항목만 분석에 포함할 수 있었다. 추후 연구에서는 본 연구에서 유의한 관련요인으로 확인된 변수를 중심으로, 선행문헌에서 노인의 건강행위 비이행도와 유의한 관련성을 보인 요인들까지 포괄하여, 보다 확장된 환경적 요인을 포함한 분석이 요구된다.

자연적 환경은 대상자의 거주 지역에 따라 차이가 크기 때문에 본 연구에서는 대상자를 도시 거주 노인으로 제한하고 자연적 환경 변수인 미세먼지 농도, 오존 농도, 이산화질소 농도를 대상자의 거주 도시별 연평균 값으로 분석하였다. 그러나 같은 도시 내에서도 거주지 주변 교통량 등 지역적 특성에 따라 변수 값에 차이가 있을 수 있어 도시별 동일한 측정값은 대상자의 환경적 특성을 반영하기에 충분하지 않을 수 있다. 추후 연구에서는 거주 지역을 더욱 세분화하여 살펴본다면, 대상자 거주지의 환경적 특성을 더욱 정확히 반영한 결과를 도출할 수 있을 것이라 기대한다.