운동 유형에 따른 입･내원일수의 차이

<표 5-6>과 <표 5-7>은 외래 방문 횟수 모델의 추정치와 운동 유형에 따라 외 래 방문 횟수에 차이가 있는지를 보기 위해 적용한 우도비 검정(log-likelihood ratio test) 결과를 나타낸다. 다만 <표 5-7>은 외래 방문 횟수와 운동량 정도변 수를 로그변환하여 모델을 추정하였다. 두 표의 우도비 통계량과 주요 변수들의 표준편차를 살펴보면 로그변환한 모델의 적합도가 더 높은 것을 알 수 있다. 따라 서 로그변환한 모델인 <표 5-7>을 중심으로 설명하고자 한다. 그리고 제약 모델 (1)과 완전 모델(2) 간 우도비 검정의 결과는 5% 유의 수준에서 통계적으로 유의하여, 운동의 외래 방문 횟수에 대한 영향이 통계적으로 유의하였음을 알 수 있다. 따라서 본 연구에서는 제약 모델(limited model)보다는 완전 모델 (full model)을 기준으로 외래 방문 횟수를 분석했다. 분석 결과 남성보다는 여성 이, 연령이 증가할수록, 만성질환 상태와 주관적인 건강 상태가 나쁠수록 외래 방 문 횟수가 증가하는 경향을 보여 주고 있다. 이들 변수의 통계적인 유의성은 1~5% 수준에서 유의하였다. 그러나 흡연 상태의 외래 방문 횟수에 대한 영향은 통계적인 유의성이 낮았다. 음주 상태에서는 금주를 한 사람이 그렇지 않은 사람 에 비해 외래 방문 횟수가 더 많았으며, 1% 유의 수준에서 통계적으로 유의하였 다. 본 연구의 주된 관심사인 운동은 외래 방문 횟수를 감소시키는 경향은 있지만 통계적인 유의성은 낮은 것으로 나타나 운동이 건강 수준을 향상시켜 의료비를 감 소시킨다는 본 연구의 가설을 외래 방문 횟수 측면에서는 입증하지 못하고 있다.

독립변수 제약 모델(1) 완전 모델(2) Coeff. Std.Err. P-value Coeff. Std.Err. P-value

성: 　 　 　 　 　 　

독립변수 제약 모델(1) 완전 모델(2) Coeff. Std.Err. P-value Coeff. Std.Err. P-value

성: 　 　 　 　 　 　

<표 5-8>과 <표 5-9>는 입원 재원일수 모델의 추정치와 운동 유형에 따라 입 원 재원일수가 차이가 있는지를 보기 위해 적용한 우도비 검정(log-likelihood ratio test) 결과를 나타낸다. 다만 <표 5-9>는 입원 재원일수와 운동량 정도변 수를 로그변환하여 모델을 추정하였다. 두 표의 우도비 통계량과 주요 변수들의 표준편차를 살펴보면 로그변환을 하지 않은 모델의 적합도가 더 높은 것을 알 수 있다. 따라서 로그변환하지 않은 모델인 <표 5-8>을 중심으로 설명하고자 한다.

그리고 제약 모델(1)과 완전 모델(2) 간 우도비 검정의 결과는 5% 유의 수준 에서 통계적으로 유의하여, 운동이 외래 방문 횟수에 대한 영향이 통계적으 로 유의하였음을 알 수 있다. 따라서 본 연구에서는 제약 모델(limited model) 보다는 완전 모델(full model)을 기준으로 했다. 입원 재원일수에 영향을 미치는 변수는 입원 재원일수의 분석 결과를 보면, 건강 상태와 운동 여부인 것으로 나타 났다. 즉, 만성질환 상태와 주관적인 건강 상태가 나쁠수록 입원 재원일수는 증가 하는 경향을 보여 주고 있고, 1% 유의 수준에서 통계적으로 유의하였다. 흡연 상 태 중 금연은 입원 재원일수를 증가시키는 경향이 있으며, 이는 10% 유의 수준에 서 통계적인 유의성이 있었다. 본 연구의 주된 관심사인 운동은 외래 방문 횟수를 감소시키는 경향을 보여 주고 있고 1% 유의 수준에서 통계적인 유의성이 있는 것 으로 나타나 운동 수준을 향상시켜 의료비를 감소시킨다는 본 연구의 가설을 입원 재원일수 측면에서는 입증하는 것으로 판단된다.

<표 5-10>과 <표 5-11>은 응급일수 모델의 추정치와 운동 유형에 따라 응급 일수가 차이가 있는지를 보기 위해 적용한 우도비 검정(log-likelihood ratio test) 결과를 나타낸다. 두 표의 우도비 통계량과 운동변수의 통계적 유의성을 살 펴보면, 운동이 응급일수에 미치는 영향이 거의 없는 것을 알 수 있다. 응급일수에 영향을 미치는 변수는 만성질환 상태와 주관적인 건강 상태로 1% 유의 수준에서 통계적으로 유의하였다.

독립변수 제약 모델(1) 완전 모델(2) Coeff. Std.Err. P-value Coeff. Std.Err. P-value

성: 　 　 　 　 　 　

독립변수 제약 모델(1) 완전 모델(2) Coeff. Std.Err. P-value Coeff. Std.Err. P-value

성: 　 　 　 　 　 　

독립변수 제약 모델(1) 완전 모델(2) Coeff. Std.Err. P-value Coeff. Std.Err. P-value

성: 　 　 　 　 　 　

독립변수 제약 모델(1) 완전 모델(2) Coeff. Std.Err. P-value Coeff. Std.Err. P-value

성: 　 　 　 　 　 　

<표 5-12>와 <표 5-13>은 운동 유형별 의료 유형별 입･내원일수의 실 제치와 추정치를 나타낸다. 운동 여부와 운동 유형에 따른 입･내원일수의 차이는 외래 방문 횟수는 모델의 적합도가 높은 로그변환 모델을 기준으로 하고, 입원 재원일수는 적합도가 높은 로그변환하지 않은 모델을 기준으로 설명하고자 한다. 먼저 외래 방문 횟수를 보면, 어떤 운동이든 운동을 한 사 람은 운동을 전혀 하지 않은 사람에 비해 실제 외래 방문 횟수가 1.49회 더 많았지만, 운동 유형별로 보면 다소 차이가 난다. 격렬한 운동을 하는 사람 은 3.52회, 중등도 운동을 한 사람은 0.98회만큼 외래 방문 횟수가 더 적었 고, 반면 걷기 운동을 한 사람은 1.77회만큼 외래 방문 횟수가 운동을 전혀 하지 않은 사람에 비해 높았다. 그러나 기본적인 의료 욕구의 차이를 초래 하는 성, 연령, 건강 수준 등의 요인과 흡연과 음주 등 건강 행위의 실천 정 도에 따라 다를 수 있기 때문에 이러한 기본적인 의료이용의 차이를 유발하 는 변수와 건강 행위와 관련된 변수를 통제해야 한다. 이러한 요인을 통제 한 후 추정한 외래 방문 횟수는 실제치에서와는 다소 다른 결과를 보여 준 다. 어떤 운동이든 운동을 한 사람은 운동을 전혀 하지 않은 사람에 비해 실 제 외래 방문 횟수가 1.49회 더 많았지만, 추정치에서는 0.13회 더 적은 것 으로 추정된다. 운동 유형별 효과는 실제치에서 나타난 차이보다는 다소 줄 어들어 격렬한 운동을 한 사람은 0.93회만큼, 중등도 운동을 한 사람은 0.51회만큼 외래 방문 횟수가 운동을 전혀 하지 않은 사람보다 더 적었다.

다음은 입원 재원일수를 보면, 어떤 운동이든 운동을 한 사람은 운동을 전 혀 하지 않은 사람에 비해 실제 입원 재원일수가 1.78일 더 짧았다. 운동 유 형별로 보면, 격렬한 운동을 하는 사람은 2.52일, 중등도 운동을 한 사람은 2.20일, 걷기 운동을 하는 사람은 1.74일만큼 입원 재원일수가 운동을 전혀 하지 않은 사람에 비해 짧았다. 그러나 기본적인 의료 욕구의 차이를 초래하 는 성, 연령, 건강 수준 등의 요인과 흡연과 음주 등 건강 행위의 실천 정도에

따라 다를 수 있기 때문에 이러한 기본적인 의료이용의 차이를 유발하는 변

운동함(B) 14.2 20.2 1.54 4.09 0.108 0.677

운동 유

운동함(B) 14.2 27.0 1.54 4.69 0.108 0.806

운동 유

이러한 요인을 통제한 후 추정한 입원 재원일수는 실제치에서 차이보다 더 크게 나타났다. 어떤 운동이든 운동을 한 사람은 운동을 전혀 하지 않은 사람 에 비해 입원재원일수가 3.76일 더 짧았다. 운동 유형별 효과에서도 차이가 크게 추정되었는데, 격렬한 운동을 한 사람은 4.4일, 중등도 운동을 한 사람 은 3.94일, 걷기 운동을 한 사람은 3.36일만큼 입원 재원일수가 운동을 전혀 하지 않은 사람보다 더 짧았다. 응급일수에 대한 운동의 효과는 통계적인 유 의성이 없기 때문에 설명하지 않고자 한다.