Ⅰ. 서론

성별은 한국에서 흡연 확률을 결정하는 가장 중요한 인구학적 요인 가운데 하나이다. 1998년 한국의 19~64세 남성 흡연율은 평균 68.3%에 이른 반면 여성은 5.5%에 불과했다. 2019년에도 남성 흡연율은 38.8%, 여성은 6.7%로 성별 흡연율 격차는 여전히 상당하다. 지난 20년간 남성 흡연율이 크게 하락했지만, 여성 흡연율은 소폭 상승한 것이다.1)

이러한 흡연율의 성별 차이가 선천적 요인에 기인한 것은 아니다. 여성은 에스트로겐 덕분에 니코틴과 그 대사 물질인 코티닌을 남성보다 더 빠르게 분해한다고 알려져 있다(Johnstone et al., 2006). 또한 일군의 연구는 여성의 경우 니코틴에 대한 정신적 의존이 더 높아 니코틴 대체요법의 효과가 떨어지고, 스트레스를 받을 경우 흡연을 재개할 위험이 더 높다는 사실을 시사한다(Perkins et al. 2001; Rupprecht et al., 2015). 그러나 이러한 남녀 간 생물학적, 신경학적 차이는 남성에 비해 여성의 흡연량을 잠재적으로 더 높일 수 있는 요인으로 여성의 상대적으로 낮은 흡연율을 설명할 수 없다.

남녀 간 흡연율 차이가 보편적이지 않다는 점 역시 이것이 선천적 요인에 의한 것이 아님을 시사한다. [그림 1]은 2020년 165개국 15세 이상 남녀에 대한 궐련 흡연율(current cigarette smoking rates)의 점 추정치를 나타낸 것이다. 여기서 하나의 점은 한 국가의 남성 흡연율과 여성 흡연율을 대표한다. 실선은 45도 선으로 점이 실선에 가까울수록 그 국가에서 흡연율 성별 격차가 적음을 의미한다. [그림 1]은 한국을 포함한 다수의 국가에서 남성 흡연율이 여성 흡연율을 압도하지만, 남녀 흡연율 격차가 거의 보이지 않는 국가들(특히 OECD 회원국들)도 상당수 존재함을 보여준다. 이러한 현격한 국가 간 차이는 성별 흡연율 격차가 후천적, 즉 사회경제적 요인에 의해 좌우됨을 시사한다.

새창으로 보기

그림 1.

15세 이상 인구의 성별 흡연율, 165개국 2020년 추정치

주: 흡연은 2020년 조사 당시 궐련 흡연 여부로 정의되며, 매일 흡연하지 않는 경우도 포함. 국가별 추정치는 연령 표준화된 추정치. 자료: WHO(2022).

Waldron(1991)은 흡연 행위의 성별 차이를 결정하는 사회적 요인에 주목한 첫 연구이다. Waldron은 20세기 초 서구 사회에서 여성 흡연율이 남성에 비해 크게 낮았다는 사실에 주목하고, 이는 부분적으로 여성 흡연에 대한 사회적 불관용에 기인한다고 주장하였다.2) 전통적인 성역할 규범과 여성 행동에 대한 사회적 제약으로 인해 여성 흡연을 금지하는 사회적 압력이 존재했던 반면, 반항적 행위가 기대되거나 용인되는 남성에게서는 흡연이 더 쉽게 확산되었다는 것이다. 그러던 것이 여성의 경제활동 참여 증대와 더불어 성 평등이 제고됨에 따라, 그리고 부분적으로는 여성들이 체중조절을 흡연의 편익으로 인식하게 됨에 따라 그 격차가 차츰 감소했다는 것이다.3)

이 글은 OECD 회원국 자료에 근거하여, 성 불평등도가 흡연율 성비에 미친 영향을 검토한다. 우리가 검정하고자 하는 가설은 고소득 국가들 내에서도 성 평등도가 높을수록 여성의 흡연 행위가 사회적으로 더 용인되고 따라서 흡연율 성비가 높다는 것이다. 담배 수요는 임금이 높을수록 높고, 교육 수준이 높을수록 낮다는 것이 알려져 있으므로, 담배 수요의 성별 격차는 사회 제도에 반영된 성 역할 규범 뿐 아니라 기저의 사회경제적 지위(소득, 교육 수준 등)의 성별 격차에 의해 좌우되는 것일 수 있다(Gallet & List 2003; de Walque, 2007). 따라서 우리는 노동시장 참여도, 교육 수준, 정치 참여도 등과 같은 결과적 성 평등도(gender inequality in outcomes)와 사회제도적 성 평등도(gender inequality in social institutions)를 구분하고, 양자와 흡연율 성별 격차 간의 관계를 분석한다.

과거에도 Waldron(1991)의 가설을 실증적으로 검토한 연구들이 있었다. Pampel(2006)은 2000년 기준 106개국 자료를 이용하여 합계출산율이 낮을수록, 의회 내 여성의원 비율이 높을수록 남성 흡연율 대비 여성 흡연율의 비율, 즉 흡연율 성비(Gender Smoking Ratio, GSR)가 높다는 사실을 보였다. 다만 문해자 중 여성 비중, 비농업 노동력 중 여성 비중과 같은 성평등 척도에서는 GSR와 통계적으로 유의한 관계를 발견하지 못하였다. Hitchman & Fong(2011)은 2008년 기준 109개국을 대상으로 유엔개발프로그램(United Nations Development Programme)의 여성권 척도(gender empowerment measure; 이하 GEM)와 GSR 간 양의 관계를 확인했다.4) 특히 이러한 관계는 지니계수와 1인당 국민총소득(GNI)를 통제한 모형에서도 강건했다.

그러나 이들 연구는 몇 가지 한계를 갖고 있다. GEM은 성 불평등의 척도가 아니고, 기본적으로 정치적, 경제적 권한(empowerment)의 척도이며 단지 성 불평등으로 할인된 지수일 뿐이다.5) 예컨대 GEM의 한 구성요소인 노동소득을 보면, 기본적으로 노동소득이 높을수록 GEM이 커지고, 노동소득의 성별격차에 비례하여 GEM이 부분적으로 할인된다. 따라서 저소득 국가에서와 같이 남녀 모두 소득 수준이 낮은 경우 남녀 간 소득 수준에 차이가 없더라도 GEM은 낮아진다(Klasen & Schüler, 2011). Pampel(2006)은 척도별 여성 비중을 사용함으로써 기존 성평등 지수가 갖는 문제에 직면하지 않았지만, 개별 척도를 동시에 통제하지 않고 추정 모형마다 하나씩만을 포함시켰다.

이와 관련된 문제로서, 기존 연구들이 다수의 저소득 국가들을 분석 표본에 포함시킴에 따라 결과가 단순히 사회경제적 발전 수준에 의해 좌우되었을 가능성이 있다. 이를테면 합계출산율은 성 불평등 척도를 구성하는 요인으로 종종 이용되는데, 이는 저소득 국가에서 매우 높고 고소득 국가 내에서는 거의 차이가 없다. 실제로 Pampel(2006)은 서방 고소득 국가 더미를 분석에 포함시킬 때 성 평등 척도의 계수 추정치의 통계적 유의성이 사라진다는 사실을 보고했다. 이러한 결과는 적어도 고소득 국가들 내에서는 성 평등 지표와 GSR 간에 별 관계가 없을 수 있음을 시사한다. 하지만 그와 달리, 스페인에 대한 최근의 한 연구는 성 불평등 지수(Gender Inequality Index)로 측정한 성 불평등도와 흡연율 성비 간 강한 음의 관계가 존재함을 보고하였다(Bilal et al., 2016).

이들 연구에 공통적인 가장 근본적인 한계는 양성평등 척도의 구성요소들이 외생적이지 않다는 점이다. 이를테면 성평등 척도의 구성요소인 높은 출산율과 여성의 낮은 문해력이 GSR와 마찬가지로 모두 성 불평등의 결과물 혹은 그 사회의 성 불평등이 드러나는 한 가지 양태일 가능성이 있다. 이 경우 양성평등 척도와 GSR 간의 통계적으로 유의한 관계는 인과관계를 시사하기보다 단지 성 불평등의 대리 변수들 간의 높은 상관관계에 불과할 것이다.

마지막으로, 기존 연구에서는 성 불평등 외에 담배 수요에 영향을 주는 여타 요인들이 적절히 통제되지 않았기 때문에 누락변수로 인한 편의가 우려된다. 소득과 교육 수준이 담배 수요에 직접적으로 영향을 주는 주요 요인임을 고려하면, 남녀의 소득 격차와 교육 수준 격차는 회귀식에서 적절히 통제될 필요가 있다. 이를 다른 관점에서 보면, 성 불평등의 어떠한 측면이 흡연율 성별 격차와 관련이 되는지에 대한 연구가 부재하다고 평가할 수 있다.

이 연구는 몇 가지 점에서 기존 연구의 한계를 극복한다. 첫째, 사회경제적 발전 수준이 비교적 동질적인 OECD 회원국에 국한하여 분석함으로써, 분석 결과가 사회경제적 발전 수준에 의해 좌우되는 문제를 회피하고, 동시에 사회경제적 발전 수준이 동질적인 국가들 내에서도 국가 간 GSR의 차이가 사회 제도적 성 불평등에 의해 설명되는지 검토한다. 둘째, OECD에서 제공하는 사회 제도와 성 지수(Social Institution and Gender Index, SIGI)를 활용하여, 남녀 간 불평등한 결과를 낳는 사회 제도적 차이가 GSR에 미친 영향을 분석한다. 사회 제도가 젠더 불평등한 결과에 비해 외생적이라고 볼 수 있는 만큼 관측된 관계로부터 인과 추론이 가능해질 여지가 있다.6) 셋째, 교육 수준, 소득과 같이 흡연율에 영향을 주는 요인들의 성별 차이를 통제한다. 넷째, SIGI의 구성 요소들을 공변량으로 활용함으로써 사회 제도적 성 불평등의 어떠한 측면이 GSR에 영향을 주는지 분석한다.

Ⅱ. 연구 방법

4. 표본

우리는 30개 OECD 회원국을 표본으로 분석한다. 2022년 7월 현재 38개 OECD 회원국 가운데 자료가 없는 코스타리카(2021년 가입), 체코 공화국, 덴마크, 에스토니아, 아이슬란드, 이스라엘, 터키, 룩셈부르크 등 8개국은 분석에서 제외했다. <표 2>는 30개 OECD 회원국에 대한 요약 통계량을 보여준다. GSR는 <표 1>에 제시된 33개국 평균값과 거의 유사하며, 상당한 국가 간 편차가 존재한다.12) SIGI 총점 평균은 0.17로서 상당히 낮은 수준이다.13) SIGI의 영역별 하위지수 평균을 보면, 가족 내 차별과 시민적 자유 영역에서의 성 불평등이 신체적 자결 또는 생산적 자원 영역에 비해 비교적 높게 나타난다. OECD 회원국의 GGI 총점 평균은 0.67로 높은 편이고, 특히 교육과 건강 영역(출생성비)에서는 국가 간 차이가 거의 보이지 않음을 알 수 있다.

새창으로 보기

표 2.

요약 통계량

변수명	관측치 수	평균	표준 편차	최소	최대
GSR20_궐련흡연	30	0.731	0.222	0.164	1.265
GSR20_담배흡연	30	0.716	0.201	0.165	0.934
GSR20_담배사용	30	0.696	0.198	0.165	0.934
SIGI19_총점	30	0.172	0.061	0.081	0.361
SIGI19_가내차별	30	0.247	0.103	0.001	0.604
SIGI19_신체자결	30	0.130	0.052	0.042	0.245
SIGI19_생산자원	30	0.130	0.132	0.021	0.648
SIGI19_시민자유	30	0.166	0.066	0.053	0.277
GGI18_총점	30	0.668	0.061	0.552	0.789
GGI18_경제	30	0.706	0.073	0.549	0.808
GGI18_교육	30	0.996	0.007	0.973	1.000
GGI18_정치	30	0.302	0.138	0.045	0.563
GGI18_출생성비	30	0.924	0.002	0.916	0.925

주: OECD 30개국에 대하여 필자 계산.

자료: 흡연율 성비는 WHO(2022), SIGI는 OECD(2019), GGI는 WEF(2018).

[그림 2]는 OECD 회원국의 흡연율 성비와 영역별 SIGI 간 산포도를 나타낸다. 네 개의 그림에서 흡연율 성비와 영역별 SIGI 간 대체로 음의 관계가 보임을 알 수 있다. 이는 사회 제도 영역별 불평등이 클수록 흡연율 성비가 낮다는 점을 시사한다.

새창으로 보기

그림 2.

사회 제도적 성 불평등 지수(SIGI) 하위 지수와 흡연율 성비(GSR): OECD 회원국

주: GSR는 남성 흡연율 대비 여성 흡연율로 정의되며 2020년 관측치임. 그림의 가로축은 좌상단으로부터 시계 방향으로 가내차별, 신체적 자결권, 경제적 자원, 시민적 자유 등 2019년 SIGI 하위 영역의 성불평등도를 나타냄. 성불평등도는 값이 커질수록 성불평등이 높음을 의미.

자료: OECD(2019), WHO(2022)의 자료를 활용하여 OECD 회원국 30개국에 대하여 필자 작성.

Ⅲ. 결과

<표 3>은 사회 제도적 성 불평등도와 연령 표준화된 궐련 흡연율 성비 간의 관계를 보여준다. 제(1)열은 GSR를 SIGI의 영역별 점수로 회귀한 결과를 나타낸다. 모든 계수 추정치가 음의 값을 나타내는데, 이는 영역별 제도적 성 불평등도가 높을 때 궐련 흡연율 성비가 낮다는 점을 보여준다. 특히 신체적 자결권과 시민적 자유 영역에서만 통계적으로 유의한 결과가 나타났고, 계수의 크기도 크다는 사실을 알 수 있다. 신체적 자결권 하위지수의 경우 1 표준 편차만큼 증가할 때, 흡연율 성비는 6.07%p 혹은 0.27 표준 편차만큼 감소하는 것으로 나타났다. 시민적 자유 하위지수는 1 표준 편차만큼 증가할 때, 흡연율 성비는 7.17%p 혹은 0.32 표준 편차만큼 감소했다.

제(2)열은 건강과 교육을 제외한 수정된 GGI 총점을 통제한 추정 결과를 보여준다. 수정된 GGI 총점의 계수 추정치는 양수로 통계적으로 유의했는데, 이는 성평등도가 높을수록 GSR가 높다는 사실을 보여준다. 이때 신체적 자결권 계수 추정치는 크기가 거의 변하지 않은 반면, 시민적 자유의 계수 추정치는 크기가 약 30%가량 감소했다. 이는 시민적자유 하위지수가 결과적 성 평등도와 상당한 관련을 갖고 있음을 시사한다. 제(3)열은 mGGI 총점을 통제한 추정 결과를 보여준다. 이 경우 제(2)열의 추정치와 비교할 때, SIGI 하위 지수 계수 추정치는 거의 바뀌지 않았지만 mGGI 총점의 계수와 표준오차의 크기가 모두 약 50% 증가했다. 제(4)열은 GGI 총점 대신 GGI 하위 지수를 통제한 결과를 보여준다. GGI 하위 지수의 계수는 모두 양수로 추정되었으나 통계적으로 유의하지 않았다. 또한 SIGI 시민적 자유 하위 지수의 계수 추정치가 제(1)열에 제시된 추정치와 크기가 유사해졌다는 점이 눈에 띈다. 제(5)열은 GGI 교육 하위 지수를 추가적으로 통제한 결과를 보여주는데, GGI 하위 지수 계수는 모두 양수로 추정되었으나 통계적으로 유의하지 않았다. GGI 교육 하위 지수 추정치와 표준 오차의 크기가 모두 지나치게 크게 추정되었는데, 이는 GGI 교육 하위 지수의 국가 간 편차가 아주 작기 때문이다.

<표 4>는 흡연에 대한 대안적인 정의를 활용하여 유사한 분석을 수행한 결과를 보여준다. 제(1)~(2)열은 비교를 위해 <표 3>의 제(4)~(5)열을 옮겨놓은 것이다. 제(3)~(4)열은 궐련 흡연율 성비 대신 담배 흡연율 성비를 종속변수로 활용한 결과를 보여준다. 신체적 자결권 하위지수에 대한 추정치는 크기가 약간 작아진 반면 시민적 자유 하위지수에 대한 추정치는 약간 커지는 것으로 나타난다. 제(5)~(6)열은 담배 사용률 성비를 종속변수로 활용한 결과를 보여준다. 신체적 자결권 하위지수에 대한 추정치는 크기는 거의 유사하지만 통계적 유의성이 사라졌고, 시민적 자유 하위지수에 대한 추정치는 통계적으로 유의하고 크기는 더욱 커졌다.

계수의 부호와 크기를 고려할 때, <표 3>의 제(4)~(5)열에 제시된 추정치는 대안적인 흡연 정의에 대체로 강건한 것으로 보인다. 다만 신체적 자결 하위지수의 영향은 거의 모든 모형에서 통계적인 유의성이 다소 제한적인 것으로 나타난다.

Ⅳ. 논의와 결론

우리는 OECD 30개국에 대한 횡단면 자료를 토대로 사회 제도적 성 불평등 척도인 SIGI와 흡연율 성비 간의 관계를 검토하였다. 분석 결과 SIGI의 네 영역 가운데 신체적 자결권과 시민적 자유 영역의 제도적 성 불평등도가 높을수록 남성 흡연율 대비 여성 흡연율 비율이 통계적으로 유의하게 낮은 것으로 나타났다. 반면 가내 차별과 경제적 자원 영역의 제도적 성 불평등도는 국가 간 편차가 비교적 큼에도 불구하고 GSR와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았다. 또한 이들 관계는 GGI로 측정한 경제, 정치, 교육 영역에서의 성 불평등한 결과(gender inequality in outcomes)를 통제한 모형, 그리고 흡연의 대안적인 정의를 활용한 모형에서도 강건했다. 이러한 분석 결과는 성평등이 본질적으로 다면적이라는 사실을 부각시키는데, 고소득 국가의 흡연율 성비는 성 불평등한 결과보다는 법과 태도와 관련된 사회 제도적 측면과 더욱 밀접한 관련이 있음을 시사한다. 또한 이 연구는 사회 제도적 성 평등도가 낮은 국가에서는 향후 여권이 신장됨에 따라 남녀 흡연율이 더 수렴할 가능성이 있음을 시사한다.

본 연구에 활용된 흡연율은 자기 보고(self report)에 의존하는데, 자기 보고는 니코틴 대사 물질인 코티닌에 근거한 방식에 비해 흡연이 과소 보고된다는 점이 알려져 있다(Gorber et al., 2009). 특히 임신부나 영유아의 어머니에게서처럼 흡연을 억누르는 사회적 압력이 클수록 축소 보고의 유인이 커지므로 자기 보고는 실제 흡연율 성비를 왜곡할 가능성이 있다(Graham & Owen, 2003). 따라서 본고에서 추정한 SIGI와 GSR 간 관계는 SIGI와 자기보고 흡연율 성비 간의 관계로 엄격히 해석할 필요가 있다.

사회 제도적 성 불평등도의 개선은 여성의 몸과 행동에 관한 결정을 내리는 주체가 여성 자신이라는 자각을 심화시킴으로 여성 흡연에 대한 관습적인 성차별적 압력에도 불구하고 여성들이 흡연에 더 수용적으로 반응하게 만들었을 가능성이 있다. 그와 별개로, 사회 제도적 성 불평등도의 개선은 여성이 흡연 사실을 공개하는 행위에 따르는 위험을 줄임으로써 여성들로 하여금 흡연에 대한 자기 보고의 왜곡이 완화될 수도 있다. 제도적 성 불평등도가 낮은 미국, 핀란드 등 서방 국가들에서는 흡연율의 측정방식에 따른 남녀 간 편차가 거의 관찰되지 않는 점은 주목할 만하다(Wagenknecht, L., Burke, G, Perkins, L. et al., 1992; Caraballo, R., Giovino G., Pechacek, T, et al., 2001). 이러한 가능성들을 고려할 때, 제도적 성 불평등이 실제 여성 흡연율에 영향을 주는지 아니면 자기 보고 행태에 영향을 주는 것인지에 대해서는 추가적인 연구가 필요하다.

기존 연구는 한국 여성의 흡연 축소 보고 경향이 가부장적, 유교적 문화에 기인하는 것으로 막연히 추측했다(Jung-Choi, Khang & Cho, 2012). 그러나 본고의 분석은 여성의 축소 보고가 사회 제도적 불평등과 좀 더 체계적인 관계를 갖고 있으며 한국 여성의 자기보고 흡연율의 비교적 더딘 하락이 부분적으로 사회 제도적 성 평등도의 개선 때문일 가능성을 시사한다. 2020년 한국의 연령 표준화된 흡연율 성비는 약 0.164로서 분석 표본 30개국 가운데 최저였다. 이는 부분적으로 한국 여성의 비교적 높은 교육 수준 때문이기도 하지만, 동시에 높은 사회 제도적 성 불평등도를 반영한 결과로 해석할 수 있다(남인숙 2003). 한국의 연령 표준화된 담배 흡연율 성비의 추이를 보면, 2000년 0.113에서 2005년 0.123, 2020년 0.165로 꾸준히 증가하였다. 지난 20년간의 흡연율 성비 증가세는 남녀 흡연율이 모두 하락하는 와중에 여성 흡연율이 남성 흡연율에 비해 더디게 하락한 결과이다. 실제로 한국은 양성평등 관점에서 근래 상당한 사회 제도적 개선을 경험했고, 특히 여성의 신체적 자결권 강화가 두드러진다. 2012년 스토킹 범죄에 대한 처벌 조항이 마련되어 처벌이 가능해졌다.14) 2013년 5월 대법원은 부부간 강간을 인정했고, 같은 해 6월 성범죄 관련 친고죄 및 반의사불벌죄 규정을 폐지했다. 2019년에는 낙태죄의 헌법불합치 판결은 기념비적인 사건으로 받아들여진다.

이상의 논의는 근래 한국 여성의 자기보고 흡연율의 비교적 더딘 하락이라는 현상을 여성 건강 행태의 퇴행으로 이해하는 것이 섣부른 결론일 수 있음을 시사한다. 이를테면 여성의 자기보고 흡연율의 더딘 하락은 단순히 여성의 흡연 축소 보고 행태가 바로잡힌 결과일 가능성이 있다. 실제로 2008년에서 2011년 기간 한국 여성의 자기보고 흡연율은 7.6%에서 6.8%로 감소한 반면, 코티닌에 근거한 흡연율은 21.2%에서 13.6%로 크게 하락하였다(Park et al., 2014). 마찬가지로 여성 흡연율의 더딘 하락은 최근 일부 연구에서 논의되듯이 남성 중심적 보건 정책의 직접적 귀결이 아닐 수 있다(이윤경 외, 2020). 사회 제도적 성 불평등도의 개선이 여성 흡연율을 높이는 효과가 있다면, 보건정책이 남녀 간에 동등하게 작동했다 하더라도 흡연율 하락의 크기는 남녀 간에 달라질 수 있기 때문이다.

한국의 자기 보고 남성 흡연율이 여성에 비해, 그리고 다른 고소득 국가 남성 흡연율에 비해 압도적으로 높은 상황에서 앞서 언급한 문제들에 대한 면밀한 분석이 선행되지 않은 채 젠더 특수한 금연 정책 수립을 섣불리 주장한다면, 이는 한국 여성 흡연율의 증가세를 과장하여 잘못된 처방으로 이어질 위험이 있다. 그러한 이유로 서미경(2011)은 여성 특화된 모니터링 체계를 제안한 바 있으나, 아마도 더 근본적인 첫발은 바이오마커에 근거한 평가도구를 통해 현행 공식통계인 자기 보고 흡연율의 유효성을 검증하는 것이다. 높은 성 불평등도가 여성 흡연율 축소 보고의 원인이 되는 한국의 특수한 사회적 환경을 고려할 때, 바이오마커로 검증된 흡연율 평가도구의 활용과 이에 따른 공식 통계의 생산은 한국 여성 흡연의 행태에 관해 더 명확한 그림을 제공할 것이며, 이로부터 효과적인 보건정책에 대한 시사점을 얻을 수 있을 것이다. 그러나 연구자들 사이에서조차 코티닌으로 입증된 흡연율 척도가 아직 충분히 활용되지 못하고 있는 것으로 보이는데, 이러한 상황을 개선하기 위한 정책적 노력과 연구자들의 관심이 요청된다(Park et al., 2014).

이 연구가 갖는 또 다른 한계는 성 불평등 척도에 관한 것이다. SIGI와 GGI는 GDI(Gender-Related Development Index 또는 Gender Development Index)와 같이 기존에 성 불평등 척도로 흔히 활용되어 온 지수들이 갖는 한계를 부분적으로 해결한 척도이지만, 그럼에도 불구하고 국가 수준 성 불평등도를 측정하는 효과적인 도구에 대한 학계의 합의는 아직 미비한 실정이다(Branisa et al., 2014). 성 불평등의 척도로서 지수(index)를 활용할 경우 분석 결과의 해석이 어려워진다는 단점이 있다. 일반적으로 지수는 하위 지수들에 대한 비선형 변환을 통해 산정되는데, 이러한 변환 과정에 따른 불투명성을 회피하기 위해 우리는 영역별 지수를 분석에 직접 활용했다. 이는 단일 집계 지수와 달리 함수적 가정을 수반하지 않으므로 임의성이 더 적을 뿐 아니라, 본질적으로 다면적인 성 불평등도의 어떠한 측면이 흡연율 성비와 관련이 있는지 드러낸다는 장점이 있다(Klasen & Schüler, 2011). 다만 일반적으로 영역별 하위지수 역시 더 세분화된 지표들로부터 구축되므로 정확히 어떠한 세부 지표가 분석 결과를 좌우했는지에 대해서는 알기 어렵다는 문제는 그대로 남는다.

무엇보다 본 연구의 가장 큰 한계는 인과 추론이 어렵다는 점이다. 분석 결과는 다양한 결과적 성 불평등을 조정하더라도 사회 제도적 성 불평등도와 흡연율 성비 간 통계적으로 유의한 음의 관계 존재함을 가리킬 뿐, 제도적 성 평등도가 제고되면 반드시 흡연율 성비가 높아짐을 의미하지는 않는다. 이러한 해석상의 한계는 횡단면 연구 설계에 주로 기인하는데, 이를테면 패널 자료 분석을 통해 시간 불변의 국가별 이질성을 통제함으로써 인과 추론에 더 용이한 결과를 얻어낼 수 있을 것으로 기대된다.15) 그러한 연구는 향후 과제로 남긴다.