Effects of Screening and Degree in Depression on the Medication Adherence in Mental and Behavioral Disorders

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서 론

우울증은 지속적인 기분의 저하, 의욕이나 흥미의 상실, 죄의식이 나 무가치감, 수면장애, 식욕 및 집중력 저하 등의 심리적인 고통 및 신 체적인 불편 이외에도 사회적 관계의 장애를 초래하고, 자살과 사고 로 말미암아 사망률을 증가시키는 등 다양한 신체적·사회적 기능을 저하시키는 파괴적인 질환으로 알려져 있다.^1,2) 실제로 자살로 사망한

인구의 60-90%는 주요우울장애를 겪거나 혹은 다른 기분장애를 가 지고 있었다는 다수의 보고들이 있다.^3-6) 또한 노인자살에 영향을 미 치는 요인을 분석한 국내 연구에서도 우울증상이 자살사고의 약 23%를 설명하고 있어 우울증이 노인자살의 가장 결정적인 위험요인 임을 강조한 바 있다.⁷⁾ 이러한 추세와 함께 세계보건기구에서는 인류 에게 가장 큰 부담을 초래하는 10대 질환 가운데 우울증이 3위를 차 지하고 있고, 향후 2030년에는 1위로 올라설 것이라 예측하고 있다.⁸⁾

Original Article

우울증검사 수검 여부와 우울 정도가 정신 및 행동장애 투약순응에 미치는 영향

이선미

¹

, 백종환

¹

, 장수목

²

, 현경래

^1,

*

1국민건강보험공단 건강보험정책연구원, ²국민건강보험공단 용인지사

Effects of Screening and Degree in Depression on the Medication Adherence in Mental and Behavioral Disorders

Sun-Mi Lee

¹

, Joung-Hwan Back

¹

, Soo-Mok Jang

²

, Kyung-Rae Hyun

^1,

*

1Health Insurance Policy Research Institute, National Health Insurance Service, Seoul; ²Yongin Branch Office, National Health Insurance Service, Yongin, Korea

Background: Depression is one of the critical risk factors in mental and behavioral disorders. Korean government has taken efforts to improve national mental health by conducting depression screening for population aged 40 and 66 since 2007. This study analyzed a correlation between examination of depression screening and medication adherence of mental and behavioral disorders to assess an effectiveness of the national depression screening program

Methods: Those eligible for the national health screening program of transitional ages during 2007 and 2008 (n= 1,030,315) were included and we used medication adherence index to ascertain whether they received an appropriate treatment in mental and behavioral disorders after screening.

Results: Medication adherence for those who experienced screening is significantly higher (1.32-1.55 times higher) than that for those who unexperienced. Further, in accordance with the results of screening, medication adherence for the depression-suspected group is significantly higher (1.21-1.32 times higher) than that for the unsuspected group.

Conclusion: This study indicates that the current national depression screening program plays a positive role in significantly increasing medication adherence related to treatment in mental and behavioral disorders. Considering the recommendations of clinical practice guidelines that require depression screening to be conducted under a sustainable management system, it is necessary to reinforce post-management through health screening institutes and introduce a collaborative care model in the future.

Keywords: Depression; Screening; Mental and Behavioral Disorders; Medication Adherence

http://www.kafm.or.kr/kjfp.2015.5.3.189

pISSN 2233-9019 · eISSN 2233-9116 Korean J Fam Pract. 2015;5(3):189-197

KJFP

Korean Journal of Family Practice

Received February 23, 2015 Accepted August 28, 2015 Corresponding author Kyung-Rae Hyun

Tel: +82-2-3270-9868, Fax: +82-2-3275-8063 E-mail: [email protected]

This is an open-access article distributed under the terms of the Creative Commons At- tribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/3.0) which permits unrestricted noncommercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

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Sun-Mi Lee, et al. Effects of Depression Screening on the Medication Adherence

KJFP

2011년 전국 정신질환실태 역학조사결과에 따르면 우리나라의 우 울증 유병률은 만 18세 이상 74세 이하의 일반인 중 6.7%가 평생 한 번 이상 주요우울장애를 경험한 것으로 나타났고, 2001년 4.6%, 2006 년 6.2%와 비교하여 지난 10년간 매년 평균 0.2%씩 증가하고 있다.⁹⁾ 또한 주요우울장애에 경도의 우울증상까지 포함할 경우 시점유병 률은 20-40%까지 증가하는 것으로 보고되고 있다.¹⁰⁾

한편 세계보건기구는 약물 치료에 대한 비순응을 전 세계적인 문 제로 지적하였는데, 특히 정신질환이 있는 환자에서는 다른 신체질 환을 가진 환자보다 약물 복용을 기피하려는 경향이 더 높은 것으로 알려져 있다.¹¹⁾ 일례로 우울증 환자 중 40% 이상이 첫 3개월에, 이어지 는 2개월 뒤에는 50%가 약물 치료를 중단하는 것으로 보고되고 있 다.¹²⁾ 또한 최근 조사에서는 우울증의 부분(partial) 순응 또는 비순응 비율이 30-60%,^13,14) 양극성 장애의 부분 순응 또는 비순응 비율은 33- 48%였다.^15,16) 이처럼 우울증 유병률의 지속적 증가와 그로 말미암은 각종 개인 및 사회적 문제에도 불구하고 우울증은 질병 본연의 특성 으로 인해 치료순응도가 낮다는 점에서 무엇보다 해당 증상에 대한 조기발견과 이를 통한 적극적인 치료 유도가 매우 중요하다 하겠다.

이에 우리나라에서는 2007년부터 만 40세와 만 66세의 건강보험 가입자 및 의료급여 수급권자에 한해 검진기관을 방문하여 생애전 환기 건강검진의 하나로 우울증검사를 받도록 하고 있다. 우울증검 사는 1차와 2차로 진행되는데, 1차에서는 3-4개 문항으로 비교적 간 단한 검사를 실시하고, 1차 검사결과 추가검사가 필요하다고 판정된 사람에 한해 15-20개 문항의 도구를 이용해 2차 검사를 실시하게 된 다. 검사결과 25점 이상(만 40세인 경우) 또는 12점 이상(만 66세인 경 우)인 경우는 우울증 의심으로 판정하고 확진 및 치료를 위해 정신 과 진료를 권고하고 있다.

2012년 기준으로 1차 우울증검사의 수검률은 71.7%로 비교적 높 은 편이나, 1차 검사결과 추가검사가 필요하다고 판정된 사람 중 실제 로 2차 우울증검사를 받은 사람은 23.9%로 수검률이 상당히 낮은 수 준이다. 더욱이 수검대상이 만 40세와 만 66세의 특정 연령층으로 국 한되어 있고, 검진 사후관리 측면에서도 2차 우울증검사결과 우울 증 의심으로 판정된 사람에 대해 정신과 진료를 권고하는 수준에만 머물고 있어 우울증의 조기발견이 적절한 치료로 이어지는 데는 한 계가 있는 것으로 평가받고 있다. 그럼에도 불구하고 생애전환기 건 강검진의 우울증검사는 우리나라에 현존하는 가장 큰 규모의 정신 건강검진으로 그간 제도의 실효성에 대한 계량적 평가가 미진했다는 측면에서 우울증검사에 대한 효과분석이 필요한 시점이라 하겠다.

따라서 이번 연구에서는 2007년과 2008년의 생애전환기 건강검진 수검자를 대상으로 우울증검사 수검 여부 및 그 결과가 정신 및 행 동장애 치료와 관련한 투약순응에 어떠한 영향을 미치는지를 분석

함으로써 일반인을 대상으로 한 우울증검사제도의 실효성을 평가 하고, 향후 검진사후관리 강화 등의 제도개선 시 유용한 근거자료로 활용하고자 한다.

방 법

1. 연구대상 및 자료

이 연구는 2007년과 2008년의 생애전환기 건강검진 수검대상자 전수 2,333,582명 중 검진 미수검자 1,037,218명과 우울증을 포함한 정 신 및 행동장애와 관련한 과거력이 있는 자 266,049명을 제외한 1,030,315명을 최종 분석대상자로 선정하였고, 이 중 2012년 12월말까 지 정신 및 행동장애 치료와 관련하여 투약경험이 있는 자는 165,763 명이었다. 정신 및 행동장애와 관련한 과거력은 2005년 1월부터 건강 검진 수검일까지 건강보험 의료이용 내역의 주·부진단명상에 한국 표준질병사인분류 기준에 따라 정신 및 행동장애 질환(F00-F99)으 로 입원, 외래, 약국 부문에서 의료서비스를 이용한 경험이 있었던 경우로 정의하였다.

최종 분석대상자 1,030,315명에 대해서는 생애전환기 건강검진 수 검 당시의 건강보험 자격 및 건강검진자료, 건강검진 수검 다음 일부 터 2012년 12월말까지의 건강보험 의료이용 내역 자료를 연계하였으 며, 개인식별이 불가한 자료의 형태로 처리하여 분석에 이용하였다.

건강보험 자격 자료에는 성, 연령, 건강보험의 직역구분, 월평균 건강 보험료 등에 대한 정보, 건강검진 자료에는 흡연, 음주, 비만도(body mass index, BMI), 만성질환 유무 등에 대한 정보가 포함되었다. 또한 건강보험 의료이용 자료에는 의료이용 건(event)별 의료이용 날짜, 진 료형태, 주·부진단명, 진료비 규모 등에 관한 정보가 포함되었다.

이번 연구는 ‘국민건강보험법 제14조’에서 정한 국민건강보험공단 의 고유업무인 ‘건강보험에 관한 조사연구’의 일환으로 공단이 직접 수행한 것으로 ‘생명윤리 및 안전에 관한 법률 시행규칙 제2조’에서 는 ‘국가가 공공복리 및 서비스 프로그램을 검토·평가하기 위해 직 접 또는 위탁하여 수행하는 연구’에 대해서는 기관생명윤리위원회 의 심의를 면제하고 있음을 밝혀둔다.

2. 연구에 이용한 변수

이번 연구는 우울증검사가 정신 및 행동장애 치료에 미치는 영향 을 분석하기 위한 것으로 종속변수는 정신 및 행동장애 치료와 관련 한 투약순응이며, 이는 잘 정의된(well-defined) 사건(event) 또는 사건 과 사건발생까지의 기간(time)으로 표현될 수 있는데 이번 연구는 사 건과 기간을 모두 고려하여 분석을 실시하였다. Kim 등¹⁷⁾의 연구에 서는 처방약물 즉 항우울제의 범위를 세계보건기구의 국제의약품

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이선미 외. 우울증검사가 투약순응에 미치는 영향 Korean Journal of Family Practice

KJFP

분류코드(anatomical-therapeutic-chemical classification system)를 기 준으로 삼환계항우울제(tricyclic antidepressant), 선택적세로토닌재 흡수억제제(selective serotonin reuptake inhibitor), 모노아민산화효소 억제제(monoamine oxidase inhibitor), 세로토닌노르에피네프린재흡 수억제제(serotonin and noradrenalin reuptake inhibitor), 기타 항우울 제로 분류하였다. 또한 투약순응도의 높고 낮음에 대한 기준은 전술 한 항우울제에 한해 ‘조제일수 합/(마지막 처방일-처음 처방일+마지 막 처방건의 조제일수)×100’의 식을 이용하여 산출한 값이 75% 이상 일 경우 투약순응도가 ‘높음,’ 75% 미만일 경우를 ‘낮음’으로 정의한 바 있다. 이번 연구는 Kim 등¹⁷⁾의 연구에서 제안한 항우울제의 범위 및 투약순응도 기준을 준용하여 분석대상자의 건강검진 수검 다음 일부터 2012년 12월말까지의 건강보험 의료이용 내역 자료를 이용해 정신 및 행동장애 치료와 관련한 투약순응도를 산출하였다. 기간 또 한 사건과 동일하게 건강검진 수검 다음 일부터 2012년 12월말까지 의 건강보험 의료이용 내역 자료를 이용해 수검일 이후부터 정신 및 행동장애 치료 관련 투약 시작시점까지를 개월 수로 산출하여 분석 에 이용하였다.

다음으로 독립변수는 크게 우울증검사 수검 특성, 인구사회학적 특성, 건강행태 특성, 질병 특성으로 분류하였고 2007년과 2008년 생 애전환기 건강검진 수검 당시의 자료를 추출하여 연구에 이용하였 다. 세부적으로 살펴보면 먼저 우울증검사 수검 특성에는 우울증검 사 수검 여부와 우울 정도에 대한 변수가 포함되었다. 우울증검사 수 검 여부는 우울증검사를 받은 경우 ‘수검,’ 그렇지 않은 경우를 ‘비수 검’으로 분류하였고, 우울 정도의 경우 1차와 2차 우울증검사 판정결 과에 따라 ‘정상 및 경계 상태,’ ‘우울증 의심’으로 분류하였다.

인구사회학적 특성에는 분석대상자의 성, 연령, 건강보험에서의 직역구분 및 보험료 변수가 포함되었다. 연령의 경우 생애전환기 건 강검진 대상자가 당해 연도 기준 만 40세와 만 66세 인구로 제한되어 있다는 점을 감안할 때 분석대상자는 두 연령군 만으로 구성되었고, 직역구분은 지역가입자와 직장가입자로, 보험료는 월평균 산정보험 료를 로그(log)값으로 치환하여 분석에 이용하였다.

건강행태 특성에는 흡연 및 음주 여부와 비만 수준에 관한 변수가 포함되었는데, 흡연 여부는 비흡연자, 과거흡연자, 현재흡연자, 음주 여부는 비음주자와 음주자, 그리고 비만 수준은 BMI 지표를 이용하 여 체중(kg)을 신장의 제곱(m²)으로 나눈 값에 따라 정상체중 (BMI< 23), 위험체중(23≤BMI< 25), 비만(BMI≥ 25)으로 분류하였다.

끝으로 질병 특성에는 만성질환 유무를 포함하였는데, 이는 생애전 환기 건강검진 시 문진표에 현재 뇌졸중, 심장병, 고혈압, 당뇨병, 이상 지질혈증, 폐결핵 등으로 진단을 받았거나 약물 치료 중인지를 묻는 항목에 ‘그렇다’라고 응답한 경우 만성질환이 ‘있음’, 그렇지 않은 경

우 ‘없음’으로 정의하여 분석에 이용하였다.

3. 자료분석

먼저 분석대상자의 우울증검사 수검 특성, 인구사회학적 특성, 건 강행태 특성, 질병특성, 그리고 투약순응 관련 특성(투약순응도, 투 약 시작시점까지의 기간)의 빈도 및 분포, 평균값을 파악하기 위해 기술분석을 실시하였다. 다음으로 분석대상자의 특성에 따라 투약 순응도에 유의한 차이가 있는지를 살펴보기 위해 chi-square test와 t- test를 실시하였다. 투약순응 관련 요인분석에서는 우울증검사 수검 여부 및 우울 정도와 투약순응과의 관련성을 파악하고자 하였다. 이 를 위해 분석대상자의 우울증검사 수검 여부 또는 우울 정도, 그리 고 그 외 인구사회학적 특성, 건강행태 특성, 질병 특성 범주를 분석 모형에 단계적으로 포함하여 보정하는 블록모형화 기법(block mod- elling strategy)을 적용하였고, 통계분석은 생존분석(survival analysis) 의 하나인 비례위험 회귀모형(Cox’s proportional hazards model)을 이 용하여 실시하였다.

결 과

1. 연구대상자 특성에 따른 투약순응도의 차이

분석대상자의 특성을 전반적으로 살펴보면, 투약순응도는 ‘높음’

이 58.8%로 ‘낮음’(41.2%)보다 높은 분포를 보였고, 검진 수검 이후 정 신 및 행동장애 치료와 관련하여 투약이 시작된 시점까지의 평균 기 간은 50.4개월로 나타났다. 우울증검사 수검 특성 가운데 우울증검 사 수검 여부에서는 수검이 95.3%로 비수검(4.7%)보다 높았고, 수검 결과에 따른 우울 정도에서는 정상 및 경계상태가 99.6%로 대부분 을 차지하였다(Table 1).

분석대상자의 특성에 따라 투약순응 관련 특성 중 투약순응도에 통계적으로 유의한 차이가 있는지를 살펴보면, 먼저 우울증검사 수 검 특성에서는 우울증검사 수검군, 그리고 수검결과 우울 정도가 우 울증 의심인 경우 투약순응도가 유의하게 낮은 것으로 나타났다. 반 면에 인구사회학적 특성 가운데서는 분석대상자의 성별이 남자인 경우, 연령이 40세인 경우, 건강보험 직역구분이 지역가입자인 경우 에서 투약순응도가 유의하게 높았고, 월평균 건강보험료 또한 투약 순응도가 높은 그룹에서 유의하게 높은 것으로 나타났다. 건강행태 특성에서는 분석대상자가 음주자인 경우, 현재 또는 과거흡연자인 경우, 그리고 정상체중인 경우에서 투약순응도가 유의하게 높았다.

끝으로 질병 특성인 만성질환 유무에서는 만성질환이 없다고 응답 한 경우에서 투약순응도가 유의하게 높은 것으로 나타났다(Table 2).

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2. 우울증검사 수검 여부와 투약순응과의 관련성

우울증검사 수검 여부와 투약순응과의 관련성을 살펴보면, 연구 대상자의 특성 보정 및 투약시점에 대한 고려가 이루어지지 않은 앞 선 분석결과와는 달리 전 분석모형에서 우울증검사를 수검한 경우 투약순응이 높을 확률이 통계적으로 유의하게 높은 것으로 나타났

다. 분석모형에 따라 상대위험도 값에 다소 차이는 있으나 우울증검 사를 받은 사람의 경우 그렇지 않은 사람에 비해 투약순응이 높을 확률이 최소 1.32배에서 최대 1.55배 유의하게 높았다.

분석모형별로는 먼저, 우울증검사 수검 여부와 투약순응과의 관 련성만을 분석한 ‘모형 1’에서는 우울증검사를 받은 사람의 경우 그 렇지 않은 사람에 비해 투약순응이 높을 확률이 1.46배 유의하게 높 았다. 다음으로 ‘모형 2’의 경우는 우울증검사를 받은 사람이 그렇지 않은 사람에 비해 투약순응이 높을 확률이 1.55배 유의하게 높았고 이는 ‘모형 1’에 비해 상대위험도 값이 높아진 결과이다. 그 외 보정변 수인 인구사회학적 특성에서는 월평균 건강보험료가 높아질수록 투 약순응이 높을 확률이 1.03배 유의하게 높은 반면, 분석대상자의 성 별이 남자에 비해 여자인 경우와 연령이 66세에 비해 40세인 경우 투 Table 1. General characteristics of study subjects in 2007-2008

Variable Value

Medication adherence

High 97,531 (58.8)

Low 68,232 (41.2)

Total 165,763 (100.0)

Average time to first medication (mo) 50.4± 18.0

Depression screening

Yes 982,097 (95.3)

No 48,218 (4.7)

Total 1,030,315 (100.0)

Depression degree

Normal, boundary 799,537 (99.6)

Suspect 3,484 (0.4)

Total 803,021 (100.0)

Gender

Male 520,802 (50.5)

Female 509,513 (49.5)

Total 1,030,315 (100.0)

Age (y)

40 691,546 (67.1)

66 338,769 (32.9)

Total 1,030,315 (100.0)

National health insurance classification

Self-employed 294,088 (28.6)

Employee 735,200 (71.4)

Total 1,029,288 (100.0)

Average monthly premiums (won) 70,640± 53,671

Drinking status

Non drinking 101,048 (18.4)

Drinking 448,592 (81.6)

Total 549,640 (100.0)

Smoking status

Never smoker 603,948 (62.2)

Former smoker 144,610 (14.9)

Current smoker 223,017 (23.0)

Total 971,575 (100.0)

BMI

Normal weight (BMI<23) 435,623 (42.3) Over weight (23≤ BMI<25) 259,110 (25.2)

Obese (25≤ BMI) 335,360 (32.6)

Total 1,030,093 (100.0)

Chronic disease

Yes 241,632 (25.7)

No 697,277 (74.3)

Total 938,909 (100.0)

Values are presented as number (%) or mean± standard deviation.

BMI, body mass index.

Table 2. Comparison between medication adherence by general char- acteristics*

Variable Medication adherence

High Low P-value

Depression screening <0.001

Yes 93,719 (96.1) 65,908 (96.6)

No 3,812 (3.9) 2,324 (3.4)

Depression degree <0.001

Normal, boundary 72,456 (99.3) 49,075 (98.9)

Suspect 522 (0.7) 568 (1.1)

Gender <0.001

Male 41,897 (43.0) 25,475 (37.3)

Female 55,634 (57.0) 42,757 (62.7)

Age (y) <0.001

40 47,597 (48.8) 21,863 (32.0)

66 49,934 (51.2) 46,369 (68.0)

National health insurance classification

<0.001

Self-employed 66,584 (68.4) 45,564 (66.9)

Employee 30,791 (31.6) 22,517 (33.1)

Average monthly premiums (won) 70,152± 54,959 67,460± 54,185 <0.001

Drinking status <0.001

Non drinking 10,093 (22.1) 7,327 (26.4)

Drinking 35,569 (77.9) 20,390 (73.6)

Smoking status <0.001

Never smoker 63,339 (68.5) 47,626 (73.3)

Former smoker 13,002 (14.1) 7,819 (12.0)

Current smoker 16,167 (17.5) 9,570 (14.7)

BMI <0.001

Normal weight (BMI<23) 37,400 (40.4) 26,187 (38.4) Over weight (23≤ BMI<25) 33,237 (34.1) 24,113 (35.4) Obese (25≤ BMI) 24,873 (25.5) 17,914 (26.3)

Chronic disease <0.001

Yes 30,164 (33.7) 24,185 (38.4)

No 59,376 (66.3) 38,772 (61.6)

Values are presented as number (%) or mean± standard deviation.

*Using chi-square test and t-test.

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약순응이 높을 확률이 유의하게 낮은 것으로 나타났다.

‘모형 3’에서는 우울증검사를 받은 사람이 그렇지 않은 사람에 비 해 투약순응이 높을 확률이 1.34배 유의하게 높았고 이는 ‘모형 1,’ ‘모 형 2’와 비교해 상대위험도 값이 낮아진 결과이다. 분석대상자의 인 구사회학적 특성의 경우 성별의 유의성이 사라진 것을 제외하고는 상대위험도 값에 약간의 차이는 있으나 앞선 ‘모형 2’의 결과와 동일 한 경향성을 보였다. 다만 추가 보정변수인 건강행태 특성에서는 흡 연을 제외한 음주 여부와 비만도 변수만 투약순응과 유의한 관련성 을 보였다. 즉 비만도가 정상체중인 경우에 비해 위험체중인 경우 투 약순응이 높을 확률이 1.02배 유의하게 높았고, 반면에 음주 여부에 있어서는 비음주자에 비해 음주자에 있어서 투약순응이 높을 확률 이 유의하게 낮은 것으로 나타났다.

끝으로 ‘모형 4’에서는 우울증검사를 받은 사람이 그렇지 않은 사 람에 비해 투약순응이 높을 확률이 1.32배 유의하게 높았으나 이는 이전 분석모형(모형 1-3)에 비해 상대위험도가 가장 낮은 값을 보였고, 그 외 보정변수에 있어서도 대부분 이전 분석모형과는 다른 경향성 을 나타냈다. 먼저 인구사회학적 특성에서는 남자에 비해 여자인 경 우(1.17배), 연령이 66세에 비해 40세인 경우(1.01배), 건강보험 직역구 분이 직장가입자에 비해 지역가입자인 경우(1.03배) 투약순응이 높 을 확률이 유의하게 높았고, 반면에 월평균 건강보험료가 높아질수

록 유의하게 낮은 것으로 나타나 이전 분석모형과는 반대의 경향성 을 보였다. 또한 건강행태 특성에서는 정상체중인 경우에 비해 위험 체중인 경우 오히려 투약순응이 높을 확률이 유의하게 낮았고, 그 외 음주 여부는 이전 분석모형과 동일한 경향성을, 흡연 여부는 비흡연 자에 비해 현재흡연자인 경우 투약순응이 높을 확률이 1.05배 유의하 게 높아 이전 분석모형과 경향성은 동일하나 유의한 변수로 전환되 는 차이를 보였다. 분석대상자의 질병 특성인 만성질환 유무에 있어 서는 만성질환이 없는 경우에 비해 있다고 응답한 경우에서 투약순 응이 높을 확률이 1.24배 유의하게 높은 것으로 나타났다(Table 3).

3. 우울 정도와 투약순응과의 관련성

Table 4에서는 우울증검사 수검결과에서 나타난 우울 정도와 투 약순응과의 관련성을 분석하였다. 그 결과 연구대상자의 특성 보정 및 투약시점에 대한 고려가 이루어지지 않은 앞선 분석결과와는 달 리 우울 정도가 정상 또는 경계 상태인 경우에 비해 우울증 의심자 로 판정된 사람의 경우 투약순응이 높을 확률이 통계적으로 유의하 게 높은 것으로 나타났다. 분석모형에 따라 투약순응 상대위험도에 다소 차이는 있으나 우울증 의심자로 판정된 사람의 경우 그렇지 않 은 경우에 비해 투약순응이 높을 확률이 최소 1.21배에서 최대 1.32 배 유의하게 높았다.

Table 3. Relationship between depression screening and medication adherence*

Variable Model 1 Model 2^† Model 3^‡ Model 4^§

Relative risk P-value Relative risk P-value Relative risk P-value Relative risk P-value

Depression screening (reference: no)

Yes 1.464 <0.001 1.547 <0.001 1.34 <0.001 1.317 <0.001

Gender (reference: male)

Female 0.943 <0.001 0.983 0.2 1.172 <0.001

Age (reference: 66)

40 0.983 <0.001 0.984 <0.001 1.008 <0.001

National health insurance classification (reference: employee)

Self-employed 0.99 0.17 0.991 0.39 1.032 0.03

Average monthly premiums 1.032 <0.001 1.018 0.009 0.962 <0.001

Drinking status (reference: non drinking)

Drinking 0.746 <0.001 0.738 <0.001

Smoking status (reference: never smoker)

Former smoker 0.99 0.5 0.955 0.03

Current smoker 1.017 0.25 1.049 0.01

Body mass index (reference: normal weight:

BMI<23)

Over weight (23≤ BMI<25) 1.019 0.1 0.939 <0.001

Obese (25≤ BMI) 1 0.98 0.989 0.48

Chronic disease (reference: no)

Yes 1.244 <0.001

*Using survival analysis (Cox’s proportional hazards model). ^†Adjusted for sociodemographic characteristics. ^‡Health behavior characteristics. ^§Disease characteristics.

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KJFP

먼저 우울 정도와 투약순응만의 관련성을 분석한 ‘모형 1’에서는 우울 정도가 정상 또는 경계상태인 경우에 비해 우울증 의심자인 경 우 투약순응이 높을 확률이 1.22배 유의하게 높았다. 다음으로 ‘모형 2’에서는 우울 정도가 정상 또는 경계상태인 경우에 비해 우울증 의 심자인 경우 투약순응이 높을 확률이 1.21배 유의하게 높았고 이는

‘모형 1’에 비해 상대위험도 값이 다소 낮아진 결과이다. 그 외 보정변 수인 인구사회학적 특성에서는 분석대상자의 성별이 남자에 비해 여자인 경우 1.16배, 연령이 66세에 비해 40세인 경우 1.01배 투약순응 이 높을 확률이 유의하게 높았고, 반면에 월평균 건강보험료에서는 보험료가 높아질수록 유의하게 낮은 것으로 나타났다.

‘모형 3’에서는 우울 정도가 정상 또는 경계 상태인 경우에 비해 우 울증 의심자인 경우 투약순응이 높을 확률이 1.3배 유의하게 높았고 이는 이전 분석모형(모형 1, 모형 2)에 비해 상대위험도 값이 높아진 결과이다. 분석대상자의 인구사회학적 특성의 경우 상대위험도 값 에는 다소 변화가 있으나 상대위험도의 방향성 및 유의성은 이전 분 석모형과 동일한 경향성을 보였다. 추가 보정변수인 건강행태 특성 에서는 비흡연자에 비해 현재흡연자인 경우 투약순응이 높을 확률 이 1.05배 유의하게 높은 반면, 비음주자에 비해 음주자인 경우와 비 흡연자에 비해 과거흡연자인 경우는 유의하게 낮은 것으로 나타났 고, 비만도는 유의한 관련성을 보이지 않았다.

끝으로 ‘모형 4’에서는 우울 정도가 정상 또는 경계상태인 경우에

비해 우울증 의심자인 경우 투약순응이 높을 확률이 1.32배 유의하 게 높았고, 이는 이전 분석모형(모형 1-3)에 비해 상대위험도가 가장 높은 값을 보였다. 또한 보정변수 가운데 정상체중인 경우에 비해 위 험체중인 경우 새롭게 투약순응이 높을 확률이 유의하게 낮게 나타 난 것을 제외하고는 분석대상자의 인구사회학적 특성과 건강행태 특성의 상대위험도는 이전 분석모형과 동일한 경향성을 보였다. 분 석대상자의 질병 특성인 만성질환 유무에 있어서는 만성질환이 없 는 경우에 비해 있다고 응답한 경우에서 투약순응이 높을 확률이 유 의하게 낮은 것으로 나타났다(Table 4).

고 찰

우울증은 일상활동의 장애를 유발함으로써 삶의 질에 악영향을 미칠 뿐만 아니라 자살의 위험까지 증가시킨다는 점에서 다른 기질 적인 질환들과 마찬가지로 조기 발견을 통한 적절한 치료가 매우 중 요하다고 보고되고 있다. 이에 우리나라에서는 우울증의 조기검진 및 관리의 중요성에 대한 인식 확대와 함께 2007년부터 생애전환기 연령대에 한해 우울증검사를 실시하게 되었고, 현 제도가 우울증검 사에 따른 효과를 추적관찰할 수 있는 최대 규모의 정신건강검진체 계를 구축하고 있음에도 그간 제도의 실효성에 대한 평가가 미흡했 다는 측면에서 이번 연구를 통해 우울증검사의 효과를 계량적으로

Table 4. Relationship between depression degree and medication adherence*

Variable Model 1 Model 2^† Model 3^‡ Model 4^§

Relative risk P-value Relative risk P-value Relative risk P-value Relative risk P-value Depression degree (reference: normal, boundary)

Suspect 1.222 <0.001 1.206 <0.001 1.303 <0.001 1.316 <0.001

Gender (reference: male)

Female 1.161 <0.001 1.149 <0.001 1.152 <0.001

Age (reference: 66)

40 1.011 <0.001 1.011 <0.001 1.008 <0.001

National health insurance classification (reference: employee)

Self-employed 1.005 0.64 1.013 0.41 1.011 0.49

Average monthly premiums 0.968 <0.001 0.954 <0.001 0.954 <0.001

Drinking status (reference: non drinking)

Drinking 0.714 <0.001 0.726 <0.001

Smoking status (reference: never smoker)

Former smoker 0.942 0.01 0.931 0.003

Current smoker 1.045 0.04 1.049 0.03

BMI (reference: normal weight: BMI<23)

Over weight (23≤ BMI<25) 0.975 0.15 0.946 0.002

Obese (25≤ BMI) 1.017 0.36 1.01 0.58

Chronic disease (reference: no)

Yes 0.796 <0.001

*Using survival analysis (Cox’s proportional hazards model). ^†Adjusted for sociodemographic characteristics. ^‡Health behavior characteristics. ^§Disease characteristics.

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분석하고자 하였다.

분석결과, 이번 연구에서는 우울증검사를 받은 사람의 경우 그렇 지 않은 사람에 비해 검진 이후 투약순응이 높을 확률이 최대 1.55배 유의하게 높은 것으로 나타났다. 기존 선행연구들을 살펴보면 우울 증검사를 대상으로 투약순응도를 평가한 연구는 극히 미미한데, 그 중 건강검진 유소견자의 의료이용 양상 및 관련요인을 분석한 Kwon 등¹⁸⁾의 연구에서는 과거 2년간 검진경험이 있었던 경우 추후 의료기 관 이용률이 2.4배 유의하게 높은 것으로 나타나 검진의 효과성을 간 접적으로 유추할 수 있었다. 그러나 이 같은 선행연구의 결과는 검진 간 목표질환의 기질적 차이를 감안할 경우 우울증검사와 연계한 직 접적 해석에는 한계가 따를 것으로 판단된다.

다음으로 우울증검사 수검결과에서 나타난 우울 정도와 투약순 응과의 관련성을 분석한 결과에서는 우울증 의심자로 판정된 사람 의 경우 정상 또는 경계상태로 판정된 사람에 비해 검진 이후 투약순 응이 높을 확률이 최대 1.32배 유의하게 높은 것으로 나타났다. 지역 사회 기반 우울증검사의 효과를 분석한 Greenfield 등¹⁹⁾의 연구에서 는 통계적 유의성은 없으나 우울증 점수가 높은 경우에서 추후검사 수검률이 높은 것으로 나타나 이번 연구결과와 유사한 경향성을 보 였다. 마찬가지로 청소년을 대상으로 우울 정도와 추후관리 간의 관 련성을 분석한 Hacker 등²⁰⁾의 연구에서도 우울 정도가 높은 경우 외 래를 통한 정신건강관리의 분포가 유의하게 높은 것으로 나타났다.

반면에 안과 외래환자를 추적관찰한 Jung과 Moon²¹⁾의 연구에서는 치료 및 경과관찰이 유지되고 있는 그룹에 비해 환자 임의로 치료 및 경과관찰이 중단된 그룹에서 우울 및 불안 점수가 유의하게 높은 것 으로 나타나 이번 연구결과와는 상반된 경향성을 보였다.

한편 Blackwell¹¹⁾은 투약순응도와 관련 있는 요인을 다섯 가지 측 면에서 설명한 바 있다. 첫째는 질병의 특성으로, 증상이 없으면서 장 기간의 치료를 요하는 우울증 등의 경우는 순응도 문제가 발생하기 쉬운데, Sirey 등²²⁾은 3개월간의 항우울제 치료 후의 순응도는 자가 평가된 질병의 심각도가 더 높을수록 높았다고 보고하였다. 이에 이 번 연구에서도 우울증검사결과 우울 정도가 높은 경우(우울증 의심 자)에서 투약순응이 높게 나타난 점을 감안할 때 상대적으로 질병에 대한 인식정도가 치료효과에 긍정적 영향을 미친 것으로 판단된다.

둘째는 환자의 특성으로, 환자의 나이가 고령인 경우 기억력 등 인지 기능이 저하되어 약물복용을 잊는 경우가 많은 것으로 보고되는데, 이번 연구에서도 상대적으로 고연령층인 66세 인구에서 투약순응 이 유의하게 낮은 것으로 나타나 선행연구와 유사한 경향성을 보이 는 것으로 판단할 수 있다. 이외에도 치료진과 환자 간의 관계, 약물 의 특성, 치료환경이 투약순응도와 관련있음을 밝힌 바 있다.

Goodwin과 Jamison²³⁾은 정신과 영역에서 투약순응도가 중요시되

는 이유는 비순응의 결과로, 투약순응도가 낮은 경우 재발이 잦고, 증상의 발현이 심해지며, 개인적 고통 및 가정의 파괴, 자살 등의 많 은 문제점들이 동반될 수 있기 때문이라고 하였다. 우울증 치료결과 를 추적관찰한 Frank 등²⁴⁾의 연구에 따르면, 약물치료를 받은 환자 들은 정신 및 위약치료를 받은 환자와 비교해 3년 동안 재발하지 않 는 상태를 유지하는 경우가 많았고, 재발관련 요인을 분석한 연구²⁵⁾ 에서도 투약에 대한 비순응이 유일하게 재발을 예측하는 유의한 인 자인 것으로 나타났다. 또한 Maj 등²⁶⁾은 항우울제를 지속적으로 복 용한 순응군의 1년 후 재발률은 30%인데 비해 비순응군은 80%로 나 타나 투약순응도가 건강결과에 중요한 영향을 미친다는 것을 시사 하고 있다.

이상을 바탕으로 이번 연구는 2007년 첫 도입된 일반인 대상의 대 규모 정신건강검진제도에 대한 계량적 효과 평가가 미진한 현 시점 에서 우울증검사 및 우울 정도가 정신 및 행동장애 치료 관련 투약 순응에 어떠한 영향을 미치는지를 분석한 초유의 연구라는 점에서 의미 있는 연구라 판단된다. 다만 기존의 선행연구에서 투약순응도 와 관련 있다고 보고된 환자 및 치료진의 특성과 이들 간의 관계 등 에 대한 다양한 고려가 이루어지지 못했다는 점에서는 이를 보완한 추후연구가 필요할 것이다.

한편 일차의료기관에서의 우울증검사에 관한 진료지침²⁷⁾에 의하 면 일차의료기관에서의 정신건강 선별률은 74%에 달하고, 일차의료 기관에서 치료받는 주요우울장애 환자의 증상과 심각성은 정신과 에서 치료받고 있는 환자와 유사하며, 일차의료기관에서 우울증을 치료받는 비율도 높아서 성인의 1/3-1/2, 노인은 2/3 수준에 이른다고 보고되었다. 또한 일차진료의사, 특히 가정의학과 의사의 경우는 환 자에게 생물정신의학적으로 접근하고 치료하는 것을 원칙으로 하 기 때문에 우울증을 앓고 있는 환자들을 발견하고 치료하는데 실질 적인 기여를 할 수 있는 것으로 밝히고 있다.²⁷⁾

특히 해당 진료지침에서는 우울증의 조기진단과 치료는 유병률 및 유병기간, 자살의 위험을 낮추는 효과가 있고, 다른 선별검사와 달리 모든 환자를 대상으로 함으로써 치료방법상의 개선이 필요한 환자까지 찾아낼 수 있어 더욱 유용하다고 설명하였다.²⁷⁾ 다만 일차 의료를 이용하는 40세 환자를 대상으로 한 연구²⁸⁾에 의하면 통상적 인 우울증 관리가 이루어지는 일차의료 환경에서 연 1회 또는 정기 적인 우울증검사는 비용-효과적이지 않으며, 그 외 검사비용이 낮고 관해율이 높은 상황에서 이루어지는 1회 검사(one-time screening)의 경우는 비용-효과적이라는 보고가 있었다. 더불어 우울증검사가 유 해가 있다는 근거는 없지만 이론적으로 낙인이나 낙인과 관련된 고 통, 위양성으로 인한 추가진단에 따른 시간·경제적 부담감, 우울증 으로 잘못 진단되어 치료하게 되는 경우 지불하게 되는 비용과 항우

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울제 과용으로 인한 부작용 발생 등의 문제점들은 고려될 필요가 있 을 것이다.²⁷⁾

끝으로 다양한 논거들을 바탕으로 현재 미국질병예방위원회(US Preventive Services Task Force) 및 국내 진료지침에서는 정확한 진단 및 치료, 추적관찰이 가능한 시스템하에서 일차의료기관을 방문하 는 환자에 대해 우울증검사를 실시하도록 권고하고 있다. 이에 향후 정부차원의 우울증검사 제도 개선 시에는 무엇보다 우울증검사를 통해 발견된 환자들이 적절한 치료로 연계될 수 있도록 사후관리를 강화하는 방안이 필요할 것이다. 이를 위해서는 단기적으로는 검진 인력에 대한 정기적인 교육 실시와 상세한 상담 및 치료매뉴얼 제공 등을 통해 우울증검사 및 사후관리의 질을 향상시키는 것이 필요할 것이다. 다만 검진기관에서 우울증 환자를 지속적으로 관리할 수 있 는 인적·물적 자원이 제한적일 경우 중장기적으로는 정신보건센터 등 지역사회자원과의 연계를 통한 사후관리 강화, 나아가서는 일차 의료기관 의사, 사례관리자, 정신과 의사가 우울증 환자를 효과적으 로 치료하기 위해 협진하는 협력의료(collaborative care) 모델 도입 등 을 검토함으로써 우울증검사에서 발견된 고위험군에 대해 투약순 응을 높이기 위한 적극적 제도마련이 필요할 것이다.

요 약

연구배경:

우울증은 일상생활의 장애는 물론 자살과도 관련성이 높은 중요한 정신 및 행동장애의 하나이다. 우리나라에서는 2007년 부터 만 40세와 만 66세를 대상으로 우울증검사제도를 실시함으로 써 국민정신건강 증진을 위해 노력하고 있다. 이에 이 연구에서는 우 울증검사제도의 실효성에 대한 계량적 평가를 위해 우울증검사 수 검 여부 및 우울 정도와 정신 및 행동장애 투약순응과의 관련성을 분석하였다.

방법:

이 연구는 2007-2008년 생애전환기 건강검진 수검대상자 전수 중 일정기준을 충족하는 대상자(1,030,315명)에 대해 이들이 검진 이 후 정신 및 행동장애와 관련한 적정한 치료를 받았는지를 투약순응 관련 특성을 이용하여 분석하였다.

결과:

우울증검사를 받은 사람의 경우 그렇지 않은 사람에 비해 투 약순응이 높을 확률이 최소 1.32배에서 최대 1.55배 유의하게 높았 다. 또한 우울증검사결과 우울증 의심자로 판정된 사람의 경우 그렇 지 않은 사람에 비해 투약순응이 높을 확률이 최소 1.21배에서 최대 1.32배 유의하게 높은 것으로 나타났다.

결론:

이 연구를 통해 현행 우울증검사는 정신 및 행동장애 치료와 관련한 투약순응 확률을 유의하게 높이는 데 긍정적 역할을 하는 것 으로 판단할 수 있겠다. 다만 우울증검사의 경우 환자의 지속적 관리

가 가능한 체계하에서 실시할 것을 권고하고 있는 만큼 향후 검진기 관을 통한 사후관리 강화 및 중장기적으로는 협력의료모델(collaborative care model) 도입에 대한 검토가 필요할 것이다.

중심단어:

우울증; 검사; 정신 및 행동장애; 투약순응 REFERENCES

1. American Psychiatric Association. Diagnostic and statistical manual of mental disorders. 4th ed. Washington (DC): American Psychiatric Association;

1994.

2. Tarricone R, Fattore G, Gerzeli S, Serra G, Taddei C, Percudani M. The costs of pharmacological treatment for major depression: the Italian Prospective Multicentre Observational Incidence-Based Study. Pharmacoeconomics 2000;17:167-74.

3. Cavanagh JT, Carson AJ, Sharpe M, Lawrie SM. Psychological autopsy stud- ies of suicide: a systematic review. Psychol Med 2003;33:395-405.

4. Conwell Y, Duberstein PR, Cox C, Herrmann JH, Forbes NT, Caine ED. Re- lationships of age and axis I diagnoses in victims of completed suicide: a psychological autopsy study. Am J Psychiatry 1996;153:1001-8.

5. Harris EC, Barraclough B. Suicide as an outcome for mental disorders: a me- ta-analysis. Br J Psychiatry 1997;170:205-28.

6. Dumais A, Lesage AD, Alda M, Rouleau G, Dumont M, Chawky N, et al.

Risk factors for suicide completion in major depression: a case-control study of impulsive and aggressive behaviors in men. Am J Psychiatry 2005;162:

2116-24.

7. Jang SH, Lee HJ, Bahk WM, Lee SY. A study of factors influencing depressive symptoms and suicidal ideation among elderly in a small and medium-sized city. J Korean Soc Depress Bipolar Disorder 2013;11:73-8.

8. World Health Organization. The global burden of disease: 2004 update [In- ternet]. Geneva: World Health Organization; 2008. Part 4, Burden of disease:

DALYs; [cited 2014 Dec 15]; p. 49-51. Available from: http://www.who.int/

healthinfo/global_burden_disease/2004_report_update/en/.

9. Seoul National University College of Medicine. The epidemiological survey of mental disorders in Korea 2011. Seoul: Ministry of Health and Welfare;

2012.

10. Shin KR, Shin C, Park SY, Yi HR. Prevalence and determining factors related to depression among adult women in Korea. Taehan Kanho Hakhoe Chi 2004;

34:1388-94.

11. Blackwell B. Drug therapy: patient compliance. N Engl J Med 1973;289:

249-52.

12. Olfson M, Marcus SC, Tedeschi M, Wan GJ. Continuity of antidepressant treatment for adults with depression in the United States. Am J Psychiatry 2006;163:101-8.

13. Julius RJ, Novitsky MA Jr, Dubin WR. Medication adherence: a review of the literature and implications for clinical practice. J Psychiatr Pract 2009;15:

34-44.

14. Roca M, Armengol S, Salvador-Carulla L, Monzon S, Salva J, Gili M. Adher- ence to medication in depressive patients. J Clin Psychopharmacol 2011;31:

541-3.

(9)

KJFP

15. Sajatovic M, Valenstein M, Blow FC, Ganoczy D, Ignacio RV. Treatment adherence with antipsychotic medications in bipolar disorder. Bipolar Disord 2006;8:232-41.

16. Sajatovic M, Valenstein M, Blow F, Ganoczy D, Ignacio R. Treatment adherence with lithium and anticonvulsant medications among patients with bipolar disorder. Psychiatr Serv 2007;58:855-63.

17. Kim NS, Kim KH, Lee SM, Back JW, Lee BR. The level of medical utilization and quality in depressed patients. Seoul: Health Insurance Review & Assess- ment Service; 2008.

18. Kwon BS, Kam S, Han CH. Health care utilization pattern and its related factors of low-income population with abnormal results through health examination. Korean J Rural Med 2003;28:87-105.

19. Greenfield SF, Reizes JM, Magruder KM, Muenz LR, Kopans B, Jacobs DG.

Effectiveness of community-based screening for depression. Am J Psychiatry 1997;154:1391-7.

20. Hacker K, Arsenault L, Franco I, Shaligram D, Sidor M, Olfson M, et al. Re- ferral and follow-up after mental health screening in commercially insured adolescents. J Adolesc Health 2014;55:17-23.

21. Jung JW, Moon YS. Depression and anxiety in Korean patients with age-related macular degeneration. J Korean Ophthalmol Soc 2012;53:792-800.

22. Sirey JA, Bruce ML, Alexopoulos GS, Perlick DA, Friedman SJ, Meyers BS.

Stigma as a barrier to recovery: perceived stigma and patient-rated severity of illness as predictors of antidepressant drug adherence. Psychiatr Serv 2001;52:

1615-20.

23. Goodwin FK, Jamison KR. Manic-depressive illness. New York: Oxford Uni- versity Press; 1990.

24. Frank E, Kupfer DJ, Perel JM, Cornes C, Jarrett DB, Mallinger AG, et al. Three- year outcomes for maintenance therapies in recurrent depression. Arch Gen Psychiatry 1990;47:1093-9.

25. Frank E, Perel JM, Mallinger AG, Thase ME, Kupfer DJ. Relationship of phar- macologic compliance to long-term prophylaxis in recurrent depression. Psy- chopharmacol Bull 1992;28:231-5.

26. Maj M, Veltro F, Pirozzi R, Lobrace S, Magliano L. Pattern of recurrence of illness after recovery from an episode of major depression: a prospective study.

Am J Psychiatry 1992;149:795-800.

27. Clinical Research Center for Depression. Depression screening in primary care. Seoul: Clinical Research Center for Depression; 2011.

28. Valenstein M, Vijan S, Zeber JE, Boehm K, Buttar A. The cost-utility of screening for depression in primary care. Ann Intern Med 2001;134:345-60.