1. 연구의 필요성

우리나라는 산업구조의 변화로 인해 신체적으로 높은 강도를 요구하는 단순 기능직에서 인력 부족 문제가 발생하고 있다[1]. 이를 해결하기 위해 국내 노동시장에 외국인 근로자를 도입하고 있으며, 이는 전체 외국인에서 차지하는 비중이 갈수록 증가하여 그 수가 2020년도 기준 91만 7천 명에 이르렀다[2]. Coronavirus disease 2019 (COVID-19) 팬데믹의 장기화로 인해 중소기업과 농·어촌에서 주요 인력으로 활용되었던 단순 기능 인력인 비전문 취업 외국인 근로자들의 입·출국이 어려워지면서 노동력 부족 현상이 더욱 심화되었고, 이로 인해 외국인력에 대한 의존도가 더욱 높아지는 추세이다[1]. 따라서 외국인 근로자는 직종별 인력 불균형 해소에 기여하는 우리 사회 구성원으로서, 건강한 생활 양식을 유지하여 한국 사회에 건강한 일원으로 정착할 수 있도록 도울 필요가 있다.

외국인 근로자들은 주로 제조, 건설, 광업, 청소, 농림어업 등과 같이 육체노동의 강도가 높고 근무 환경이 열악한 직종에 종사하므로 산업재해 및 건강상의 문제를 경험할 가능성이 크다[2]. 그러나 이들이 산업현장이나 일상생활에서 건강 문제를 경험하더라도, 병가 부족, 실직에 대한 두려움, 고가의 의료비용 등으로 의료서비스 이용 및 접근이 쉽지 않은 것으로 보고된다[3]. 외국인 근로자는 사회적 취약계층으로 이들에 대한 국가 정책 및 통계는 대부분 노동력 활용과 관련된 내용이며 건강과 관련된 자료가 부족하다[2]. 따라서 이들이 건강한 생활양식을 수행하는지, 또한 이에 영향을 미치는 요인이 무엇인지를 가늠하기가 어렵다.

외국인 근로자의 건강행태와 관련된 선행연구에서는 음주, 흡연, 운동 부족, 비만 등의 생활습관과 관련된 건강 문제[4]와 근로 및 이주 경험에서 비롯된 스트레스와 같은 정신건강 문제[3, 5]가 보고되고 있다. 외국인 근로자의 이러한 건강행태는 개별적으로 나타나기보다는 서로 연관되어 있으며 동시다발적으로 나타나기도 한다[3]. 그러나 이들이 우리 사회의 구성원임에도 불구하고, 건강과 관련된 연구는 부족하며 건강증진을 위한 프로그램도 부족하다. 따라서, 우선적으로 이들의 건강증진행위에 관련된 요인들을 분석할 필요가 있다.

현대사회에서는 정보산업이 발달하여 건강과 웰빙(well-being)을 증진하는 방안으로 디지털 헬스(digital health) 개념이 부각되고 있으며, 특히 온라인 건강정보를 검색하고 이를 이해하며 활용할 수 있는 능력인 e-헬스 리터러시(e-Health literacy)가 세계적으로 주요한 관심사로 드러나고 있다[6]. Squiers 등[7]의 Health Literacy Skills (HLS) Framework는 건강행위를 개선하는 데 중요한 근거가 되고 있다. HLS Framework는 e-헬스를 포함한 헬스 리터러시 개념을 기반으로 하며, 개인의 헬스 리터러시 기술이 감정, 동기, 자기효능감을 향상시켜 건강결과에 영향을 미치는 경로를 설명한다[7]. 이러한 경로를 통해 헬스 리터러시가 높은 사람은 건강 관련 지식과 기술을 학습하여 건강한 행위를 할 수 있는 자신감을 키우게 되고, 자신의 건강을 긍정적으로 유지하고 증진시킬 수 있게 된다[6, 8, 9]. 통계청 조사 결과, 국내 거주하는 외국인의 86.3%가 인터넷을 이용하고 있으며[2], 주 평균 인터넷 이용 시간은 22.1시간으로 나타났다[10]. 이는 외국인 근로자들이 인터넷을 통해 다양한 건강정보에 접근하고 이를 활용할 기회가 증가했음을 의미한다. 그러므로 외국인 근로자들이 의료서비스에 쉽게 접근하지 못하고 사회적으로 소외되는 경향이 있더라도, 인터넷을 활용한 건강증진 프로그램과 정책을 개발한다면, 이들의 건강과 사회통합을 동시에 달성할 수 있을 것으로 생각된다[2, 11]. 따라서 외국인 근로자들의 e-헬스 리터러시와 건강증진행위 간의 구조적 관계를 분석할 필요가 있다.

또한 HLS Framework에서는 헬스 리터러시 기술을 가진 개인이 사회환경과 상호작용하면서 건강행위에 이르는 경로를 설명한다[7]. 외국인 근로자들은 타국 생활에서 겪는 어려움을 해소하기 위해 건강에 해로운 행동을 선택하거나, 직무로 인한 스트레스로 건강관리를 소홀히 할 수 있다[12, 13]. 하지만 이들이 주변 사람들과 상호작용이 원활하게 이루어지면 어려움을 해결하고 건강행위를 개선할 수 있다[14, 15]. 즉, 외국인 근로자는 타인이나 사회단체와의 관계를 통해 다양한 긍정적인 자원을 얻을 수 있게 된다[16]. 선행연구에 따르면, 사회적 지지를 많이 받는 외국인 근로자들은 자신의 건강을 중요시하며 건강한 생활양식을 실천하는 것으로 나타났다[17]. 또한 사회적 지지를 많이 받는 이주민들은 건강증진행위의 가치를 높게 평가하고 유익하게 인식하는 것으로 보고되고 있다[18]. 즉, 사회적 지지는 타국에서 소외집단인 외국인 근로자들이 다른 사람들과 관계를 형성하며 건강하지 않은 행동에 대해 문제의식을 갖게 하고, 건강한 행동의 이점을 인식할 수 있도록 하는, 사회환경과의 중요한 상호작용 변수로 간주할 수 있다[5, 7, 14]. 그러나 이러한 선행연구들에서는 사회적 지지가 건강증진행위에 이르는 단편적인 관계만을 설명하고 있어 내부의 구조적인 메커니즘을 파악하기에는 한계가 있다. 따라서 사회적 지지와 다양한 변수 간의 상호작용을 고려하여 건강증진행위에 미치는 직접 및 간접적인 영향을 파악한다면, 보다 구체적인 정책 개발이나 개입 방안을 결정하는 데 도움이 될 것으로 생각된다.

Pender [19]의 건강증진모형(Health Promotion Model)은 건강행위를 해석하기 위한 대표적인 모형으로, 외국인 근로자가 자국과 다른 노동환경에서 겪는 직무 스트레스와 이주하여 겪는 문화적응에 대한 개념이, 개인의 심리적 요인과 사회문화적 요인으로 포함되어 있다. 외국인 근로자들은 타국에서 낯선 일을 오랜 시간 동안 체력적으로 수행하면서, 타국 동료들과의 갈등, 언어 문제, 생소한 업무로 인해 불안과 스트레스를 경험하게 되고, 이는 한국 생활을 어렵게 만들 수 있다[5, 12]. 선행연구에 따르면, 이들은 이러한 스트레스를 해결하기 위해 활동적인 건강한 행위보다는 휴식과 수면을 선호하거나, 음주와 흡연과 같이 바람직하지 못한 행위를 하는 것으로 보고되고 있다[3, 13]. 또한 한국문화에 잘 적응한 외국인 근로자들은 건강에 관심을 가지고 적극적으로 건강증진행위를 하는[14] 반면, 문화적응 수준이 낮은 경우에는 건강에 해로운 행위를 택하며 질병에 취약하다는 보고가 있다[3]. 따라서 외국인 근로자들이 건강한 생활양식을 가질 수 있도록 직무 스트레스를 줄이고 타국 문화에 잘 적응하도록 돕는 것이 필요하다.

또한 건강증진모형[19]은 행위의 동기화에 주요 변수로 지각된 행위 유익성과 자기효능감을 설정함으로써 건강증진행위에 이르는 경로를 분명하게 제시한다. 개인이 건강한 행동의 유익함을 깨닫게 되면, 그 행동을 실행하는 데 동기가 부여된다[19]. 선행연구에 따르면, 행위의 유익성을 높게 지각한 이주민은 건강증진행위 실천을 더욱 잘하는 것으로 보고되었다[18, 20]. 또한, 과거에 운동을 통해 건강의 이점을 경험한 외국인 근로자는 자신에게 유익한 건강증진행위를 긍정적으로 인식함으로써 자신감과 동기를 높여 적극적인 신체활동으로 이어지는 것으로 보고된 바 있다[21]. 자기효능감은 어떤 일을 자신감 있게 수행할 수 있는 신념으로, 특정 행동을 실제로 실행하는 데 동기부여를 제공하는 요인이 된다[19]. 근로자가 자기효능감이 높으면 근무 환경이나 문화적 배경과 같은 사회적인 요소들이 자신의 요구와 맞지 않더라도 이를 제어할 수 있으므로, 스트레스를 극복하는 데 능숙해지며[12], 더 나아가 건강증진행위를 적극적으로 실천할 수 있게 된다[19, 22]. 특히 건강정보에 접근하기 어려운 대상자들이 건강증진행위의 유익성을 인지하고 실제로 실천하는 데 어려움이 있을 때, 자기효능감이 이 두 요인의 관계에서 건강증진행위를 더 효과적으로 이끌어내는 매개 역할을 하는 것으로 보고된 바 있다[8]. 따라서 육체적으로 힘든 노동을 하는 외국인 근로자들이 스스로 건강한 행동을 취하고 유지하기 위해, 자신들의 행위에 대한 긍정적인 인식과 자기효능감을 높이는 것이 중요할 것으로 생각되며, 이를 위해 의욕을 높이고 동기를 부여하는 지각된 행위 유익성과 자기효능감을 체계적으로 살펴보는 것이 필요하다.

국내 외국인 근로자들은 16개 국가로부터 유입되며 이들 중 한국에서 단기 순환방식으로 장기 거주하는 외국인 근로자 비율이 높은 것으로 보고된다[2]. 외국인 근로자들은 타국으로 이주 노동을 목표로, 본국에서 건강관리 교육과 건강검진을 받은 후 이주가 결정되기 때문에, 이주 초기에는 토착민보다 더 건강한 생활양식을 갖는 경향이 있다[23, 24]. 그러나 이주 후 거주기간이 길어지면, 토 착민보다 질병에 취약해질 가능성이 크다[23, 24]. 이는 이주와 귀국을 반복하면서 안정적인 정착을 이루지 못하고, 자국과는 다른 생활환경, 식습관, 힘든 노동환경 등으로 인해 거주하는 동안의 생활양식이 반복적으로 변화하기 때문이다[3]. 이러한 변화는 건강 문제를 유발할 수 있으므로, 외국인 근로자들이 지속적으로 한국에 거주하더라도 건강한 생활양식을 갖도록 지원하는 것이 중요하다. 선행연구에서 한국에 오랜 기간 거주하는 이주여성일수록 건강증진행위 수준이 낮은 것으로 보고된 바 있다. 이는 한국에 정착하여 거주하는 외국인의 결과로써, 단기 순환방식으로 거주하는 외국인 근로자의 건강증진행위에 대한 확인이 필요하며, 이를 위해 거주기간에 따라 건강증진행위에 영향을 미치는 요인을 확인하는 것이 필요하다.

건강증진행위의 예측요인을 검증한 연구를 살펴보면 이주여성의 건강증진행위[20, 25]에 관한 예측모형 연구가 몇몇 이루어졌을 뿐, 국내외적으로 외국인 근로자 대상으로 규명한 연구는 찾기 어려웠다. 외국인 근로자는 사회적 취약계층으로, 이들의 건강행위 예측요인을 파악하기 위해서는 사회문화적 요인들을 함께 고려해야 한다[22, 26]. 기존의 선행연구에서 외국인 근로자의 건강증진행위 영향요인을 조사한 연구들[17, 22, 27]이 있으나 이는 건강증진행위와의 일차원적인 관계밖에 보여주지 못한다. 특히 이러한 단편적인 영향을 본 선행연구에서, 외국인 근로자의 자기효능감이 건강증진행위 영향요인으로 나타난 결과[22]가 있는 반면에, 자기효능감과 직무 스트레스는 외국인 근로자의 건강증진행위에 영향을 미치지 않는 것으로 제시된 연구[27]도 있어 이에 대한 명확한 확인이 필요하다. 또한 사회적 지지[17]나 지역사회 네트워크[27], 건강문해력[27]이 건강증진행위에 영향을 주는 것으로 나타나, 이러한 요소들과 사회문화적 요인을 고려하여 건강증진행위에 이르는 구조적인 인과관계를 확인할 필요가 있다.

개발된 간호이론 중에서는 e-헬스 리터러시 기술을 분명하게 포함하면서 건강증진행위의 영향요인에 대한 경로를 제시한 모델은 없었다. 그러나 HLS Framework는 Pender [19]의 건강증진모형에서 설명하지 않은 e-헬스 리터러시 기술이, 동기화 및 자기효능감과 같은 개인의 내적 요인을 매개하여 건강행위에 이르는 경로를 설명함으로써 이를 보완하고 있다[7]. 따라서 본 연구에서는 두 이론을 합성하고 선행연구를 토대로 외국인 근로자의 개인적 수준으로는 e-헬스 리터러시, 심리적 요인으로는 직무 스트레스, 사회문화적 요인으로는 문화적응, 사회환경과의 상호작용 요인으로는 사회적 지지를 외생변수로 설정하였다. 그리고 이러한 요인들이 동기화 요인인 지각된 행위 유익성과 자기효능감을 통해 건강증진행위에 이르는 구조로 가설적 모형을 구축함으로써 변인 간의 직·간접효과를 구체적으로 검증하고자 한다. 또한, 국내 외국인 근로자들은 체류연장이나 재입국률이 높으므로[1, 14, 27] 구축한 연구모형에 대해 국내 한정된 체류기간 특성을 고려하여 단·장기 거주집단 간 차이를 분석함으로써 요인 간 관계의 강도, 방향성이 바뀌는지 알아보고자 한다. 이를 바탕으로 더욱 명확하게 외국인 근로자의 건강증진행위 향상을 도모하기 위한 구체적인 자료를 제공함으로써, 좁게는 임상 현장의 간호실무자에서부터 넓게는 정부 및 지방자치단체의 외국인 근로자 건강증진 사업을 수행하는 데 도움을 주고자 한다.

2. 연구의 목적

본 연구의 목적은 외국인 근로자의 건강증진행위를 설명하는 가설적 모형을 구축하여 적합도를 검증하고, 요인들 간의 직·간접 효과와 거주기간의 조절효과를 검증하고자 한다.

3. 연구의 개념적 기틀과 가설적 모형

본 연구에서는 외국인 근로자의 건강증진행위에 관한 모형을 구성하기 위해 Pender [19]의 건강증진모형과 Squiers 등[7]의 HLS Framework를 합성하고 선행연구[8, 9]를 토대로 개념적 기틀을 구성하였다(Figure 1). Pender [19]의 건강증진모형은 건강증진행위 변화에 영향을 미치는 요인 간 관계를 설명하는 모델로서 개인의 심리적·사회문화적 특성이 행위에 대한 인지와 감정을 통해 건강증진행위의 결과로 나타나는 과정을 설명한다. 특히 행위에 대한 인지와 감정은 개인이 건강을 강화시키는 방향으로 행동하도록 동기부여 하는 요인으로서, 본 연구에서는 지각된 행위 유익성과 자기효능감을 포함하였다[19]. Squiers 등[7]의 HLS Framework는 헬스 리터러시에 대한 여러 기존 이론을 종합하고 분석하여 개발된 것으로, 헬스 리터러시 기술이 개인의 내적인 요인들을 매개로 하여 건강행위가 어떻게 이루어지는지 설명한다. 더불어, 사회생태학적인 관점에서 사람들과의 사회적 관계가 건강관련 행위에 영향을 미치는 것으로 보며, 이러한 상호작용이 일상생활에서 이루어진다고 설명한다[7].

Figure 1
Conceptual framework of this study.

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개념적 기틀을 토대로, 헬스 리터러시 기술인 e-헬스 리터러시, 개인의 사회문화적 요인인 문화적응, 사회환경과의 상호작용 요인인 사회적 지지는 지각된 행위 유익성, 자기효능감, 건강증진행위에 직접적 영향을 미치고, 개인의 심리적 요인인 직무 스트레스는 자기효능감, 건강증진행위에 직접적 영향을 미치며, 지각된 행위 유익성, 자기효능감은 건강증진행위에 직접적 영향을 미치는 것으로 설정하였다. 또한 건강정보에 접근하기 어려운 사람들이나 끊기 어려운 마약 의존자들의 지각된 행위 유익성이 건강증진행위를 향상시킬 때 자기효능감이 두 요인 사이에서 매개역할을 하는 것이 입증된 선행연구 결과[8, 9]를 근거로, 지각된 행위 유익성에서 자기효능감을 거쳐 건강증진행위로 이어지는 경로가 설정되었다.

국내 외국인 근로자들은 고용 허가된 16개국으로부터 입국하여 장기 거주율이 높은 것으로 보고된다[1, 14, 27]. 외국인 근로자는 국내 입국 1회에 최장 4년 10개월 근무할 수 있고, 출국 2개월 후 재입국하여 다시 최장기간을 근무할 수 있으며, 4년 이상 정상적으로 근무한 경력과 숙련기능 점수를 확보한 자에게는 체류 연장이 가능한 E-7-4 비자 제공 및 체류 기간을 직권 조정하여 5년 이상 장기체류의 기회를 제공한다[1]. 따라서 국내 외국인 근로자 체류 정책과 선행연구를 토대로 5년을 기준으로 단기와 장기 거주를 구분하여 거주기간의 조절효과를 설정하였다.

1. 연구설계

본 연구는 외국인 근로자의 건강증진행위를 설명하는 변인 간의 인과관계에 대한 가설적 모형을 제시한 후에 모형의 자료에 대한 적합도와 연구가설을 검증하고 거주기간별 다중집단분석을 통해 조절효과를 검증하는 구조모형 연구이다.

2. 연구 대상

본 연구 대상자는 단순한 육체노동을 요하는 업무에 종사하는 단순 기능직 외국인 종사자로, 이들이 자주 이용하는 다문화센터, 외국인 근로자 지원센터, 국가별 공동체 등의 기관을 서울, 대전, 대구, 부산, 강원도, 경기도, 경상도, 전라도, 충청도 지역에서 편의표집 하였다. 대상자의 구체적인 선정 기준은 고용허가제 도입국가인 16개 송출국가 중 국내 다수 거주하는 네팔, 필리핀, 인도네시아 근로자로[1] 응답하는 데 무리가 없고 의사소통이 가능한 19세 이상인 자로써 본 연구목적을 이해하고 설문 참여를 자의로 동의한 자이다. 본 연구는 최대우도 추정 방법을 사용하여 분석하는데, Hair 등[28]이 제시한 표본크기 추정기법 기준에 의하면, 구조방정식 모형검증에서 가장 많이 쓰이는 추정법인 최대우도법(maximum likelihood)에 적절한 최소한의 표본크기는 100~150 정도이다[28, 29]. 본 연구는 COVID-19의 사회적 상황으로 조사자나 감독관이 없는 온라인 설문 방식으로 조사되고 설문 문항이 적지 않으므로 대상자의 중도 탈락률이 높을 수 있는 데다, 외국인 근로자라는 대상자 특성으로 설문 참여율이 낮을 것으로 예상하였다. 이에 실현 가능성을 염두에 두고, 다중집단분석에서 거주기간별 그룹으로 구분하여 분석할 것을 고려하여 표본크기를 설정하였다. 즉 Hair 등[28]이 제시한 최소한의 표본크기 100의 세 배수에 탈락률을 고려하여 320명을 편의표집 하였으며, 회수된 320명 중 대상자 제외 기준에 해당하거나 불성실한 응답자 22명을 제외한 298명의 자료를 최종 분석에 사용하였다.

3. 연구 도구

본 연구는 구조화된 설문지를 사용하였으며, 다음과 같은 수정 및 검증 과정을 거쳤다. 첫째, 선행연구를 통해 신뢰도 및 타당도가 검증된 도구를 사용하되, 도구 개발자 및 수정·보완한 연구자의 승인을 얻어 영어, 인도네시아어, 네팔어로 번역하였다. 둘째, 영문 연구 도구는 미국에서 교육과정을 이수하고 10년 이상 거주한 한국인에게 감수받았으며 영문학자 1인으로부터 각 문항에 대한 의미 전달의 정확성을 확인하였고, 인도네시아어 연구 도구는 인도네시아에 10년 이상 거주하며, 현지에서 교육공학으로 박사학위를 취득한 한국인이 번역한 후, 현지인 교육공학 전공 박사에게 인도네시아어 감수하였으며, 네팔어 연구 도구는 네팔에 5년 이상 거주한 한국인이 번역한 후 영어를 전공한 네팔 현지인이 감수하여 세 언어 모두 공증을 받았다. 셋째, 각 국가의 근로자를 임의로 3인씩 선정 후 자국어로 번역한 것이 이해되는지 예비 조사를 하였으며 의미전달의 정확성을 확인하였다. 이를 국제 다문화 평생교육원 원장 1인, 인도네시아 노무대사관 1인, 외국인 근로자 지원센터 팀장 1인, 외국인 근로자 지원센터 국장 1인, 필리핀 근로자 공동체 대표 1인, 네팔 공동체 대표 1인에게 설문 문항을 보여주고 각 개념별로 문항이 적절한지를 이들 전문가의 확인을 통해 도구의 타당성과 이해도를 점검한 후 사용하였다.

4. 자료수집 방법 및 절차

자료수집 기간은 2020년 12월 19일부터 2021년 3월 31일까지 전국 9개 지역에서 외국인 근로자가 이용하는 외국인 근로자 지원센터, 다문화센터 등의 기관장과 각 국가의 공동체 대표에게 연구의 목적과 방법을 설명하고 동의와 협조를 구하여 진행하였다. 또한 국가별 기관 및 공동체 소속의 보조인력 12명을 확보하여, 2020년 12월 19일부터 2021년 1월 31일까지의 기간 동안 개인별로 연구자와 만남을 통해 1~4회에 걸쳐 연구의 목적, 방법 등을 설명하고 이를 숙지할 수 있도록 반복하여 훈련하였다. 본 연구는 국내 COVID-19로 인한 사회적 거리두기 시행으로 외국인 근로자들이 단체모임이나 기관의 직접 방문이 제한됨으로써 접근성이 어려운 점을 고려하고, 연구자가 방문 시 대상자들에게 전염에 대한 불안감을 유발할 수 있으므로 온라인 설문을 시행하였다. 본 연구자는 외국인 근로자들이 COVID-19 팬데믹으로 인해 불안한 일상생활과 불안정한 근무 상태로 피로하여 온라인 설문 참여가 쉽지 않을 것으로 예상하였고 이로 인해 설문 참여에 충실성이 떨어지게 되면, 양질의 표본이 중요한 구조방정식 검증에서 통계적 결론타당도에 영향을 줄 것으로 판단하였다. 그리고 본 연구는 세 개의 국가를 대상으로 편의표집 하므로 대상자 간의 오차를 줄이기 위해 일률적인 연구자의 설명이 필요할 것으로 판단되었다. 그리하여 설문 응답의 충실성과 표본의 타당도를 높이고 탈락률을 낮추고자 연구자가 직접 연구자 소개, 연구 목적, 방법, 설문 내용, 보상 획득 방법 등을 번역자막이 포함된 영상으로 제작하였다. 이를 본 연구자와 연계된 각 기관 및 단체의 보조인력(외국인 근로자, 기관 및 공동체 소속)을 통해, 연구 대상자가 사용하는 언어로 연구의 목적, 방법, 보상 등의 설명과 함께 영상을 전달하였고, 이에 동의한 자들에게만 최종 연구 대상자로 선정하였다. 자발적으로 동의한 대상자들에 한하여 보조인력을 통해 카카오톡, 페이스북 메신저, 핸드폰 문자 메시지 등으로 온라인 설문 주소를 발송하였다. 보상은 기관, 단체 등에 우편 또는 온라인 제공의 전달방법 중 대상자의 선호에 따라 발송하였고, 설문 응답 시 또는 이후 궁금한 점이 있으면 언제든지 질문할 수 있도록 본 연구자의 핸드폰 번호 및 이메일 주소를 고지하였다.

5. 윤리적 고려

본 연구는 고신대학교 기관생명윤리위원회의 승인(KU IRB 2020-0076)을 받은 후 수행되었다. 온라인 연구 참여 동의서에 자발적으로 동의한 대상자에 한하여 온라인 설문에 응답 방식으로 자료를 수집하였다. 본 연구는 개인 식별이 가능한 항목을 수집하지 않고, 온라인으로 설문을 수집하며 첫 페이지에 온라인 동의서를 수록하였다. 연구 참여동의서에는 대상자의 익명성과 비밀보장, 자발적 동의 및 참여 거부 가능 등에 관한 내용을 포함하였다. 온라인으로 수집된 자료는 암호화된 상태로 전송되었으며 개별 응답 자료가 응답자에게 역추적되지 않는 구글 설문지 프로그램을 사용하였다. 대상자가 원치 않을 경우 언제든지 철회할 수 있음을 설명하였다.

6. 자료 분석 방법

수집된 자료는 IBM SPSS/WIN 25.0 프로그램(IBM Co.), AMOS 20.0 프로그램(IBM Co.), R-4.0.3 (The R Project) 프로그램을 이용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성과 측정변수는 빈도, 평균, 표준편차와 같은 기술 통계로 분석하였고, 측정도구의 신뢰도는 Cronbach’s α로 검증하였다. 측정변수 간의 상관관계는 Pearson’s correlation coefficients로 분석하였고, 표본의 정규성은 IBM SPSS/WIN 25.0 프로그램(IBM Co.)을 이용하여 평균, 편차, 왜도, 첨도, 공차, VIF를 구하여 검증하였다.

구조방정식 모형분석은 Anderson과 Gerbing [37]의 2단계 접근법(two-step approach)에 의한 인과관계 모형분석을 시행하는데, 이에 따라 측정모형을 추정한 후 구조모형을 추정하였다. 측정모형에서 잠재변수들의 타당성을 검증하기 위해 AMOS 20.0 프로그램(IBM Co.)을 이용하여 확인적 요인분석 및 동일방법편의(common method bias)를 분석하고 R-4.0.3 (The R Project)을 이용하여 HTMT (heterotrait-monotrait) 분석을 실시하였다. 측정방법에 의한 편의(bias)는 측정방법 자체로 인하여 변수 간 인위적인 상관관계가 설정될 수 있고, 설문 조사가 행해지는 시간·공간적 상황과 측정도구의 매체적 성격 또한 측정결과에 영향을 미치는 것으로 알려져 있다[29]. 즉 자료를 측정함에 있어 독립변수와 종속변수를 같은 온라인 설문 방법으로 측정하였으므로, 방법 간 상관관계가 발생할 수 있고 이로 인해 편의가 발생할 수 있다[29]. 따라서 본 연구결과의 내적타당성을 확보하고자 동일방법편의 분석을 실시하였다. 최근 HTMT 기준이 잠재적 변수들 사이에서 가능한 판별 타당성을 탐지할 수 있는 엄격한 측정으로 알려져 있으며, 모델링 분석에서 인과적 효과의 해석이 오해의 소지가 없도록 HTMT 기준의 사용이 권장된다[33]. 판별 타당성 문제를 적절하게 공개하지 않으면 구조 매개 변수의 편향된 추정이 발생하고 구성 간의 가설 관계에 대한 부적절한 결론이 나올 수 있다[33]. 이에 따라 본 연구에서는 판별 타당성을 더욱 보수적으로 평가하기 위하여 HTMT 개발 이전의 판별타당도 검증 과정 AVE > Ø 및 교차 적재량 평가를 하여 HTMT의 결과와 비교하였다.

가설적 모형의 적합도 검정은 최대우도법으로 추정하고 통계적 유의성 검증을 위해 부트스트래핑(bootstrapping)을 실시하였다. 또한, 다중매개모델인 경우 Amos에서 보고되는 간접효과는 모든 경로의 간접효과의 합, 즉 총간접효과이다. 따라서 이를 분리하여 건강증진행위에 영향을 미치는 경로별 특정매개효과를 검증하기 위해, 팬텀변수(phantom variable)를 사용하여 유의성과 경로 간 차이를 분석하고, Amos에 의해 팬텀변수로 추정 시 간접효과의 비표준화 계수가 정확한 계산이 되므로 비표준화 계수로 비교하였다[29]. 그리고 거주기간의 조절효과 검증을 위해 집단 간 경로 차이를 분석하여 조절효과가 있는지 파악하고자 다중집단분석(multi-group analysis)을 실시하였다. 다중집단분석을 검증하기 위해서는 측정동일성이 중요하며, 측정동일성 검정에 문제가 없어야 경로의 차이를 검증할 수 있다[38]. 측정동일성은 다중집단 확인적 요인분석을 통해 확인하며, 이를 검증하기 위해서는 요인적재량, 공분산, 측정오차의 분산 동일성 등을 검증할 수 있다. 기본적으로 요인적재량에 대한 동일성만 검증할 수 있지만, 본 연구에서는 더욱 엄격하게 적용하기 위해서 요인적 재량, 공분산, 측정오차의 동일성을 모두 만족시키는 완전 측정동일성(full measurement equivalence)에 대한 검증을 실시하였다[38].

1. 대상자의 일반적 특성

대상자의 평균 연령은 32.24 ± 6.26세로 30~40세 미만이 147명(49.3%)으로 가장 많았고, 남성이 264명(88.6%), 여성이 34명(11.4%)이었다. 국적은 네팔 130명(43.6%), 인도네시아 87명(29.2%), 필리핀 81명(27.2%) 순으로 나타났고, 거주지역은 경상도(김해, 창원, 양산, 경주 등)가 116명(38.9%)으로 가장 많았으며, 결혼상태는 기혼이 156명(52.3%)으로 많았고, 가족의 한국 거주 여부는 본국에 있는 경우가 274명(91.9%)으로 대다수를 차지하였다. 학력은 고졸 이하가 179명(60.1%)으로 많았고, 종교는 기독교가 104명(34.9%)으로 많았으며, 월 급여는 200만원 이상이 167명(56.0%)으로 많았다. 지각된 한국어 능력 수준은 말하기, 듣기, 읽기, 쓰기를 합한 최저 4에서 최고 20인 값으로, 중앙값인 12로 절단하여 잘한다/못한다로 구분하였을 때 못한다고 응답한 대상자가 183명(61.4%)으로 많았다. 거주기간은 5년 미만 거주한 자가 196명(65.7%), 5년 이상 거주한 자가 102명(34.2%)이었고, 한국에서 건강보험이 가입된 대상자가 228명(76.5%)으로 많았으며, 지각된 건강상태는 좋다고 응답한 자가 166명(55.7%)으로 가장 많았다. 직종은 제조업이 269명(90.3%)으로 가장 많았고, 소프트웨어 기기 사용의 어려운 정도는 어렵지 않다고 답한 대상자가 195명(65.4%)으로 가장 많았다(Table 1).

Table 1
General Characteristics of Participants (N = 298)

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2. 측정변수의 서술적 통계 및 타당성 검증

측정변수의 서술적 통계는 Table 2에 제시하였다. 본 연구의 모든 측정변수는 단변량 정규성 검증에서 왜도 -0.83~0.48, 첨도 -0.97~0.30으로 절댓값이 왜도 2, 첨도 7을 넘지 않아 정규성 가정이 충족되었다. 또한 측정변수 간의 다중공선성을 확인한 결과 회귀모형 진단 결과에서 공차한계(tolerance)가 .38~.94로 .10 이상, 분산팽창지수(variance i nflation factor, VIF)가 1.06~2.65로 10 이하, 변수들 간의 상관계수 절댓값이 .05~.62로 나타나 측정변수 간 다중공선성의 문제가 없었다[29]. 요인분석 결과, χ² = 234.92 (p < .001)로 χ²값은 p값이 .05보다 작아 적합하지 않은 것으로 나타났으나 χ²검증은 표본 수에 민감하게 반응하여, 표본의 크기가 커질수록 χ² 검증이 유의하게 되므로, 다양한 모형 적합도 지수를 종합적으로 검토하여 최종적인 결론을 내어야 한다[29, 39]. 측정모형의 적합도는 χ² = 234.92 (p < .001), df = 72, CMIN/DF (χ²/df) = 3.26, GFI = .91, AGFI = .84, NFI = .88, TLI = .87, CFI = .91, RMR = .03, RMSEA = .09로 비교적 양호한 모형으로 나타났다[29, 39].

Table 2
Descriptive Statistics and Validity of Variables (N = 298)

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잠재변수의 집중 타당성(convergent validity)을 검증한 결과 표준요인부하량 .63~.96, 개념 신뢰도 .83~.94, 평균분산추출 .71~.87로 집중 타당성이 확보되었음을 확인하였다[39]. 또한 판별 타당성을 검증한 결과 AVE > Ø 및 교차 적재량 평가에서 AVE값이 상관계수보다 모두 크게 나타났고, HTMT가 .08~.65로 기준에서 0.9 이상의 값이 없었으므로 판별 타당성이 엄격한 기준에서 확보되었음을 확인하였다. 동일방법편의(common method bias)의 발생 가능성을 확인하기 위해 common method variance (CMV)로 편의를 제거한 표준요인부하량과 원래의 표준요인부하량 간 차이에서 기준값인 0.2 이상 점수차이가 나는지 확인하였다[38]. 그 결과 CMV .48~.96, 표준요인부하량 .63~.96으로 차이가 기준을 초과하는 값이 발생하지 않아 본 연구모형에서는 동일방법편의 문제가 없는 것으로 확인되었다.

3. 구조모형 검증

1) 가설적 모형 적합도 및 유의성 검증

가설적 모형의 각 요인 간 상관행렬을 기본으로 최대우도법을 통해 모형의 적합도를 분석한 결과 χ² = 234.94 (p < .001), df = 73으로, CMIN/DF (χ²/df) = 3.22는 좋은 적합도 기준인 2.0~5.0을 충족하였고[29], GFI = .91, AGFI = .84, NFI = .88, IFI = .91, TLI = .87, CFI = .91은 좋은 적합도의 기준인 .90에 근접하거나 상회하였으며, RMR = .03은 좋은 적합도 기준인 .05이하, RMSEA = .09는 보통 기준인 .10 이하로 나타나 가설적 모형의 적합도가 대체로 좋은 것으로 확인되었다[29, 39].

모형이 자료에 양호하게 적합한 것으로 나타남에 따라 가설적 모형의 분석결과는 Table 3과 같다. 건강증진행위에 대한 각 변수의 효과를 살펴보면, 직접효과의 경우 사회적 지지(β = .33, p = .002)가 가장 큰 요인으로 나타났고 자기효능감(β = .31, p = .002), 지각된 행위 유익성(β = .18, p = .003), 직무 스트레스(β = -.16, p = .008), 문화적응(β = .15, p = .023), e-헬스 리터러시(β = .11, p = .042) 순으로 설명력은 59%였다. 간접효과의 경우 지각된 행위 유익성(β = .13, p = .001)은 자기효능감을 매개로 하여 건강증진행위에, 사회적 지지(β = .17, p = .001)와 e-헬스 리터러시(β = .05, p = .024)는 지각된 행위 유익성과 자기효능감을 매개로 하여 건강증진행위에 영향을 미치는 간접효과가 있었다. 자기효능감에 대한 각 변수의 효과는, 지각된 행위 유익성(β = .41, p = .002)이 가장 큰 직접효과가 있었고 다음으로 사회적 지지(β = .31, p = .002)로 설명력은 38%였다. 간접효과의 경우 사회적 지지(β = .10, p = .003)와 e-헬스 리터러시(β = .05, p = .032)는 지각된 행위 유익성과 자기효능감을 매개로 하여 건강증진행위에 영향을 미치는 간접효과가 있었다. 지각된 행위 유익성에 대한 각 변수의 효과는, 사회적 지지(β = .24, p = .004)가 가장 큰 직접효과가 있었고 다음으로 e-헬스 리터러시(β = .13, p = .040)로 설명력은 9%였다(Figure 2A).

Figure 2
Path diagram of this study. (A) A path diagram of this study. (B) A path diagram of this study for less than 5 years. (C) A path diagram of this study for more than 5 years.
x1 = e-Health literacy; x2 = Time stress; x3 = Job-related anxiety; x4 = Language; x5 = Eating habits; x6 = Friend selection & identity; x7 = Instrumental support; x8 = Emotional support; y1 = Perceived benefits of action; y2 = Self-efficacy; y3 = Nutrition; y4 = Stress management; y5 = Interpersonal support; y6 = Health responsibility; y7 = Self actualization.

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Table 3
Standardized Direct, Indirect, Total Effect, and Specific Indirect Effect Difference Verification of the Hypothetical Structural Model

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건강증진행위에 이르는 경로별 유의성과 경로 간 차이를 분석하였는데, 본 연구모형은 다중매개이기 때문에 모든 경로의 간접효과의 합인 총 간접효과를 분리해야 하므로 건강증진행위에 영향을 미치는 경로별 특정매개효과를 검증하였다[29]. 이를 검증하기 위하여 팬텀변수(phantom variable)를 사용하여 유의성과 경로 간 차이를 분석한 결과, e-헬스 리터러시에서 건강증진행위로의 경로에서는 지각된 행위 유익성(B = .02, p = .022)을 단순 매개로 건강증진행위에 영향을 미치는 간접효과가 있었고, 지각된 행위 유익성과 자기효능감(B = .01, p = .020)을 이중 매개하여 건강증진행위에 영향을 미치는 간접효과가 있었으며 두 간접효과 간 차이는 유의하지 않았다(B = .01, p = .343). 사회적 지지에서 건강증진행위로의 경로에서는 자기효능감(B = .06, p = .001)을 단순매개로, 지각된 행위 유익성(B = .03, p = .003)을 단순매개하여 건강증진행위에 영향을 미치는 간접효과가 각각 있었고, 지각된 행위 유익성과 자기효능감(B = .02, β = .03, p = .002)을 이중 매개하여 건강증진행위에 영향을 미치는 간접효과가 있었다. 각 간접효과 간의 매개효과 크기 차이는 자기효능감으로 단순매개하였을 때와 지각된 행위 유익성과 자기효능감을 이중 매개하였을 때 간의 효과 크기 차이가 유의하게 나타났다(B = .04, p = .002).