pISSN : 2383-6415   eISSN : 2383-6423


혈액투석 환자의 우울과 삶의 질에서 질병인식의 통제효과



서 론

연구의 필요성

1.

혈액투석 환자에서 우울의 정도는 외래에서 치료를 받는 우울증 환자와 유사한 수준으로 혈액투석 환자의 나이, 성별, 합병증, 사회 경제적 상태 등은 우울 및 낮은 삶의 질 수준과 관련된다[1,2]. 혈액 투석 환자는 건강과 생명을 유지하기 위해 선택한 투석과 치료로 인하여 음식을 마음대로 먹을 수 없는 것, 투석을 계속 받아야 하 는 것, 사회활동을 잘 할 수 없는 것, 미래의 삶에 확신이 없는 것 등 질병특이적인 측면에서 사회·심리적인 스트레스와 우울이 높다[3]. 이러한 혈액투석 환자의 우울은 신체활동이나 자아존중감 저하, 수면장애와 관련되며 삶의 질 수준을 감소시킬 뿐만 아니라 사망 률을 높이는 것으로 보고된다[4,5].

혈액투석 환자의 우울을 감소시키기 위하여 아로마 요법이나 음 악 요법, 유머중재 프로그램 등이 시도되었으나[6] 대부분 단편적이 었으며 조작이 복잡하고 효과가 제한적이었다. 최근 10년 동안 혈액 투석 환자의 삶의 질에 큰 변화가 없었다는 점을 고려할 때[7], 우울 을 감소시키고 삶의 질을 개선하기 위한 교육과 중재의 방향은 새 로운 관점과 전환이 필요하다. 이에 본 연구는 혈액투석 환자의 우 울과 삶의 질을 개선하기 위한 접근으로 인간의 사고와 환경 사이 의 상호작용에 중점을 두는 인지사회적인 관점에서 질병인식의 역 할에 주목하고자 한다.

인식이란 기억과 경험을 통합하여 현상을 이해하는 개인 혹은 집단 특유의 관점[8]으로 질병인식은 질병에 대한 개인의 믿음이나 기대, 해석을 의미하며 인지적 측면과 감정적 측면으로 구분된다 [9]. Leventhal 등[9]에 의하면 인지적 질병인식은 증상이나 병명에 대 한 명명(identity), 질병이 예상되는 기간(timeline), 질병에 대한 원인 (cause), 질병으로 인하여 삶에 미치는 결과(consequence), 질병에 대 한 치료와 개인의 통제력(controllability)으로 통합되고, 감정적 질병 인식은 불안, 두려움, 디스트레스와 같은 부정적인 감정과 반응으 로 나타난다. 이러한 질병인식은 개인적이고 주관적인 관점이지만 질병에 따라 다양하게 나타나며 질병인식을 재구성하는 프로그램 을 통해 당뇨나 고혈압 환자와 같은 만성질환자의 치료이행 및 건강 행동을 증진할 수 있다[10].

혈액투석 환자의 질병인식은 약물복용이나 수분조절과 같은 건 강행동뿐만 아니라 우울 및 삶의 질과도 관련된다[11]. 치료나 자신 의 행동이 질병을 통제하고 상태를 호전시킬 수 있다고 믿는 질병 에 대한 통제력 인식은 혈액투석 환자의 우울과 음의 상관관계가 있으며[12], 분노, 불안, 귀찮음으로 경험되는 부정적인 감정적 질병 인식은 아무런 계획이나 행동을 하지 않는 결과를 초래하며 삶의 질과는 음의 상관관계가 있다[13]. 혈액투석 환자와 같이 완치될 수 없는 질병을 가진 환자의 경우 사건의 심각성을 긍정적 시각에서 가볍게 다루거나 상황의 상대성을 강조하는 인식의 변화와 대처는 우울을 감소시키고 삶의 질을 개선하기 위한 효과적인 전략이 될 수 있기 때문이다[14].

질병인식은 심리학이나 정신신체의학에서 만성질환자의 건강행 동을 증진하기 위한 개념으로 적용되어 왔다[9,11]. 또한 혈액투석 환자의 우울과 삶의 질 관계에서 인지요법을 이용한 연구나 질병인 식의 효과에 관한 논의는 충분하지 않으며[6] 통제력이나 감정과 같 은 질병인식의 하위요소와 관련된 연구들[12-14]이 대부분이다. 따 라서 본 연구는 구조방정식 모형을 이용하여 혈액투석 환자의 우울 과 삶의 질 관계에서 질병인식의 효과를 동시적으로 파악하고 검증 함으로써 질병인식을 이용한 간호중재 개발에 기초자료를 제공하 고자 한다.

연구 목적

2.

본 연구의 목적은 혈액투석 환자의 우울이 삶의 질에 미치는 영 향을 확인하고, 우울과 삶의 질의 관계에서 질병인식이 미치는 효 과를 평가하는 것이다. 구체적인 연구 목표는 다음과 같다.

  1. 혈액투석 환자의 일반적인 특성에 따른 우울의 차이를 파악한다.

  2. 혈액투석 환자의 우울과 삶의 질 관계를 설명하는 가설적 모 형을 검증한다.

  3. 혈액투석 환자의 우울과 삶의 질 관계에서 질병인식의 통제효 과를 검증한다.

연구 방법

연구 설계

1.

본 연구는 혈액투석 환자의 우울과 삶의 질에서 질병인식이 미치 는 영향을 규명하기 위하여 가설적 모형을 구축하고 모형과 실제 자료 간의 적합성을 평가하는 구조방정식 모형을 이용한 횡단적 서 술 조사 연구이다.

연구대상

2.

본 연구의 대상자는 지역사회에 거주하며 3개월 이상 정기적으 로 혈액투석을 받는 자로 의사소통이 가능한 19세 이상 성인 환자 를 포함했다. 입원 중이거나 정신과적 병력이 있는 경우는 제외했 다. 구조방정식에서 표본크기는 최대우도 추정법을 기준으로 200 개 이상이 요구되지만 400-500개 이상 증가할수록 적합도 지수는 완만하게 증가하거나 오히려 감소한다[15]. 잠재변수와 관찰변수의 비율 및 잠재변수 간 상관관계의 최소효과를 고려했을 때[16] 본 연 구에 참여한 272명은 적절한 표본크기로 판단된다.

연구도구

3.

우울

1)

우울은 Center for Epidemiologic Studies Depression (CES-D)을 축 약하여 Andresen 등[17]이 개발한 Center for Epidemiologic Studies Depression-10 (CESD-10)으로 측정하였다. CESD-10은 지난 한 주간 경험에 대한 우울증상의 정도를 0점(극히 드물다, 1일 이하), 1점(가 끔, 1-2일), 2점(종종, 2-3일), 3점(대부분, 5일 이상)의 4점 Likert 척도 로 측정하며 점수가 높을수록 우울증의 정도가 심한 것을 의미한 다. 총점은 0-30점의 범위이며 임상적 우울증을 나타내는 절단점은 10점이 유용하다고 보고되었다[17]. CESD-10의 Cronbach’s α는 국내 일반인을 대상으로 우울을 측정한 Kim과 Kim [18]의 연구에서 .84 였으며 본 연구에서 .89이었다.

삶의 질

2)

삶의 질은 Quality Metric Incorporated의 Short Form-36 version 2 (SF-36v2)로 측정하였다. SF-36v2은 신체적 기능, 신체적 역할제한, 통증, 일반건강, 감정적 역할제한, 정신건강, 사회적 기능, 활력의 8개 영역을 3-6점 Likert 척도로 측정하며 표준화를 통해 0-100점으로 변환할 수 있다. 8개 영역은 요인분석을 통해 신체적 건강과 정신적 건강으로 나뉘며 점수가 높을수록 해당 영역의 삶의 질이 높은 것 을 의미한다[19]. 신체적 건강 영역과 정신적 건강 영역의 Cronbach’s α는 국내 일반인을 대상으로 삶의 질을 측정한 Kim 등[20]의 연구 에서 .82-.94와 .64-.91이었으며 본 연구에서 .86과 .68이었다.

질병인식

3)

질병인식은 Illness Perception Questionnaire–Revised (IPQ-R)를 축 약하여 Broadbent 등[21]이 개발한 Brief Illness Perception Questionnaire (Brief IPQ)로 측정하였다. Brief IPQ에서 인지적 질병인식은 질 병에 대한 명명, 기간, 결과, 치료통제, 개인통제에 대한 인식을, 감정 적 질병인식은 질병에 대한 감정과 걱정을 10점 Likert 척도로 측정 하며 점수가 높을수록 해당 영역의 인식이 높다는 것을 의미한다. 총점은 0-80점의 범위이며 인지적 질병인식과 감정적 질병인식의 Cronbach’s α는 국내 결핵환자를 대상으로 질병인식을 측정한 Min 등[22]의 연구에서 .70-.72와 .73-.79이었으며 본 연구에서 .68과 .78이 었다.

자료 수집

4.

본 연구의 자료는 2017년 1월 1일부터 3월 31일 사이에 수집되었 으며 총 참여자는 272명으로 방문조사 143명, 인터넷조사 129명이 참여하였다. 혈액투석실 방문조사는 세 개 종합병원과 한 개 의원 을 선정하여 편의 표출하였다. 참여자는 연구자가 제공하는 태블릿 PC를 이용하여 자기보고식 설문에 대한 답을 직접 입력했으며, 직 접 입력이 어려운 경우에는 연구자가 문항을 읽어주고 대상자의 응 답을 대신 입력했다. 인터넷을 이용한 자료조사는 국내 두 개의 혈 액투석 환우 온라인 카페의 관리자에게 자료 수집에 대한 허락을 받은 후 각 카페 게시판에 연구참여 모집공고와 웹 기반 설문링크 를 게시하여 대상자의 자발적인 참여로 자료수집하였다.

분석 방법

5.

수집된 자료는 SPSS 21.0과 AMOS 21.0을 사용하여 분석하였다. 대상자의 일반적인 특성 및 임상적 특성에 따른 우울의 차이는 교 차분석을 실시하였다. 본 연구의 가설적 모형에 사용된 측정변수의 왜도의 절대값은 2보다 작고 첨도의 절대값은 5보다 작았으므로 정 규분포의 가정을 충족하였다[23]. 측정 변수 간의 상관관계는 Pearson correlation coefficient로 분석하였으며 측정 변수 간의 상관관계 계수는 모두 .85 이하였으므로 다중공선성의 문제는 없었다[24]. 측 정도구의 신뢰도는 Cronbach’s α로 검증하였으며 일반적으로 .7 이 상의 값이 만족할 만하지만, 사람을 대상으로 하는 사회과학 연구 에서 .65까지 수용 가능할 수 있다는 Vaske 등[25]의 연구를 참고하 였다.

확인적 요인분석과 구조방정식 모형의 적합도 검증은 최대우도 법을 사용하였다. 확인적 요인분석에서 우울과 삶의 질 개념이 일 관성 있게 측정되었는가를 판단하기 위하여 집중타당성을 검증하 였고 우울과 삶의 질 개념이 서로 독립된 구성개념으로 측정했는가 를 판단하기 위하여 판별타당성을 검증하였다. 집중타당성과 판별 타당성 검증은 선행연구의 이론적 배경이나 가설을 근거로 지표를 비교해야 하며 낮은 요인부하량의 관측변수를 임의로 제거할 경우 구성개념에 대한 본래 의미가 달라질 수 있으므로 주의해야 한다 [26].

모형의 적합도의 평가는 χ2/df, goodness of fit index (GFI), root mean square residual (RMR), root mean square error of approximation (RMSEA), normal fit index (NFI), comparative fit index (CFI), adjusted goodness of fix index (AGFI)를 이용하였다. χ2/df는 3 이하면 수용할 만 하고 RMR은 .05 이하, RMSEA는 .08 이하면 양호하며 GFI, AGFI, NFI, CFI는 .9 이상이면 양호하다고 판단할 수 있다[26]. 유의성은 회 귀계수, t값, p값을 이용하였고, 변수에 대한 설명력은 다중상관자 승을 이용하였다. 직간접효과와 총 효과의 통계적 유의성을 검증하 기 위하여 bootstrapping 방법을 이용하였다.

윤리적 고려

6.

본 연구의 자료 수집에 앞서 연구자가 소속된 대학의 생명윤리 위원 회의 승인을 받아 기준에 따라 수행되었다(IRB 1041078-201512-HRSB-211-01K). 참여자에게는 연구의 목적과 익명성, 참여 이후에도 철회 가 능함을 설명하였고 서면으로 동의서를 받았다.

연구 결과

일반적 특성에 따른 우울의 차이

1.

본 연구 대상자 272명 중 남성은 162명(59.6%), 여성은 110명(40.4%) 이었다(Table 1). 평균연령은 55.28±15.51세로 50대 미만이 105명 (38.5%)으로 가장 많았고, 교육수준은 대학졸업 이상이 106명(39.0%) 과 고등학교 졸업 96명(35.3%)이 대부분이었다. 혈액투석 기간은 5년 이하가 194명(71.3%)으로 가장 많았고 85.3% (232명)에 해당되는 환 자는 신장이식의 과거력이 없었다. 본 연구 참여자의 207명(76.1%)에 서 우울 증상이 있는 것으로 나타났으며 성별(χ2=5.76, p =.010)과 의 료기관(χ2=7.24, p =.027)에 따라 유의한 차이가 있었다.

Table 1.

Depression Difference according to General Characteristics of Participants (N=272)

Variables Categories Total CESD<10 CESD≥10 χ2 p

n (%)

Gender Male 162 (59.6) 47 (72.3) 115 (55.6) 5.76 .010
Female 110 (40.4) 18 (27.7) 92 (44.4)
Age (year) Mean±SD 55.28±15.51
<50 105 (38.5) 24 (35.9) 81 (39.1) 4.09 .252
50-59 63 (23.2) 20 (31.3) 43 (20.8)
60-69 44 (16.2) 11 (17.2) 33 (15.9)
≥70 60 (22.1) 10 (15.6) 50 (24.2)
Education ≤Middle school 70 (25.7) 18 (27.7) 52 (25.1) 4.55 .103
High school 96 (35.3) 16 (24.6) 80 (38.6)
≥College 106 (39.0) 31 (47.7) 75 (36.3)
Medical institutions Tertiary hospital 70 (25.7) 25 (38.5) 45 (21.7) 7.24 .027
General hospital 141 (51.9) 28 (43.1) 113 (54.6)
Private clinic 61 (22.4) 12 (18.4) 49 (23.7)
Hemodialysis period (year) ≤5 194 (71.3) 45 (69.3) 149 (72.0) 0.94 .624
5 -10 60 (22.1) 14 (21.5) 46 (22.2)
≥10 18 (6.6) 6 (9.2) 12 (5.8)
Kidney transplantation No 232 (85.3) 53 (81.5) 179 (86.5) 0.96 .327
Yes 40 (14.7) 12 (18.5) 28 (13.5)

[i] CESD=Center for epidemiologic studies depression; SD=Standard deviation.

우울과 삶의 질의 확인적 요인분석과 구조방정식 모형의 적합도 검증

2.

확인적 요인분석의 집중타당성 검증에서 표준화된 요인부하량λ 값(β)은 모두 유의했다(Table 2). 확인적 요인분석의 판별타당성 검 증에서 우울과 삶의 질 상관계수는 -.76이고 제곱 값은 .58로 삶의 질의 평균분산추출 .78보다 작았으나 우울의 평균분산추출 .53보 다 큰 값이었다(Table 3). 반면 우울과 삶의 질 상관계수와 표준오차 를 이용한 범위로 우울과 삶의 질은 판별타당성이 있는 것으로 나 타났다[26].

Table 2.

Convergent Validity of Depression and Quality of Life in Confirmed Factor Analysis

Latent variables Measured variables B S.E. t p λ (β) AVE CR Cronbach’s α

Depression Item 1 1.00 .79 .53 .87 .89
Item 2 1.01 0.07 15.38 <.001 .83
Item 3 1.16 0.07 16.00 <.001 .85
Item 4 1.12 0.07 15.39 <.001 .83
Item 5 0.48 0.09 5.39 <.001 .33
Item 6 1.03 0.08 13.35 <.001 .74
Item 7 0.82 0.08 10.38 <.001 .61
Item 8 0.61 0.08 7.25 <.001 .44
Item 9 1.03 0.08 13.50 <.001 .75
Item 10 1.03 0.08 12.91 <.001 .73
Quality of life Physical health 1.00 .70 .78 .88 .86
Mental health 0.79 0.09 8.49 <.001 .71 .68

[i] AVE=Average variance extracted; CR=Construct reliability.

Table 3.

Correlation and Discriminant Validity of Depression and Quality of Life in Confirmed Factor Analysis

Depression Quality of life Ø2 AVE

Depression 1 .53
Quality of life -.76 1 .58 .78

[i] AVE=Average variance extracted.

확인적 요인분석의 전반적인 적합도는 양호했다(χ2/df = 4.80, RMR=.06, RMSEA=.12, GFI=.86, AGFI=.79, NFI=.86, CFI=.89). 우 울과 삶의 질 구조방정식 모형 역시 모든 경로는 유의했으며 전반적 인 적합도는 양호했다(χ2/df=2.96, RMR=.04, RMSEA=.09, GFI=.92, AGFI=.87, NFI=.92, CFI=.95).

우울과 삶의 질 관계에서 질병인식의 통제효과

3.

우울과 삶의 질 모형에서 통제변수로서 질병인식을 추가했을 때, 대부분의 적합도는 양호했으며(χ2/df=2.57, RMR=.04, RMSEA=.08, GFI=.91, AGFI=.87, NFI=.91, CFI=.94) 감정적 질병인식에서 삶의 질로 향하는 경로를 제외한 나머지 경로는 유의한 것으로 나타났 다(Figure 1; Table 4). 우울은 인지적 질병인식과 감정적 질병인식에 의해 40.5%의 설명력을 나타냈고, 삶의 질은 우울, 인지적 인식에 의 해 69.6%의 설명력을 나타냈다. 매개효과 분석에서 인지적 질병인식 은 삶의 질에 대한 직접효과(β=.18, p =.010)와 우울을 통한 간접효 과(β=.24, p< .001) 및 총 효과(β=.42, p =.020) 모두 유의했다.

Figure 1.

The final model in this study.

JKBNS-20-221_F1.jpg
Table 4.

Estimates of Pathways and Explanatory Powers in Final Model

Dependent Variables Independent Variables B S.E. t p λ (β) SMC (%)

Depression Cognitive illness perception -0.32 0.06 -5.99 <.001 -.34 40.5
Emotional illness perception 0.38 0.04 9.37 <.001 .59
Quality of life Depression -0.44 0.05 -8.17 <.001 -.74 69.6
Cognitive illness perception 0.11 0.04 3.06 .005 .21
Emotional illness perception -0.01 0.03 -0.20 .168 -.02

[i] S.E.=Standard errors; SMC=Squared multiple correlations.

논 의

본 연구결과 혈액투석 환자에서 우울이 삶에 미치는 영향을 확 인하고, 우울과 삶의 질 관계에서 질병인식의 효과를 평가할 수 있 었다. 본 연구에 참여한 혈액투석 환자의 우울 유병률은 76.1%로 Park 등[2]의 연구에서 국내 혈액투석 환자의 우울의 유병률 31.9% 와 비교했을 때 매우 높은 수준이었다. 반면 Palmer 등[27]의 메타분 석에서 혈액투석 환자의 우울 유병률은 1.4%부터 94.9%까지 다양 했으며 잠재적인 우울 유병률에 대한 중재의 필요성이 우선 강조되 기도 했다. Song 등[28]의 연구에서 혈액투석 환자의 3.8%만이 우울 증상이 전혀 없었으며 우울의 유병률은 47.6%이었으나 이들 중 15% 는 우울 증상으로 인하여 자살생각의 경험이 있었다. 본 연구 모형 의 잠재변수로서 우울과 삶의 질은 음의 상관관계가 높았고, 우울 은 삶의 질에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 혈 액투석 환자의 우울증상에 대한 사정과 함께 우울을 감소시키기 위한 교육과 중재는 동시에 계속되어야 한다. 추가적으로 본 연구 에서 여자 혈액투석 환자의 우울증상은 남자보다 더 높게 나타났 는데 이는 선행연구와 일치하는 결과이다[2,27,28]. Park 등[2]의 연 구에서 혈액투석을 받는 국내 여성의 정신적 삶의 질은 서구와 비 교했을 때 낮은 수준이었는데, 어머니와 여성의 역할이 강요되는 한국의 가부장적인 사회문화적 환경을 고려했을 때 혈액투석 환자 의 우울에 대한 사정과 중재에서 성별에 따른 차이를 고려할 필요 가 있다.

혈액투석 환자의 질병인식은 우울 및 삶의 질과 관련된다는 보 고는 계속되고 있다[11]. 본 연구 결과 인지적 질병인식은 우울을 감 소시키고 삶의 질을 증가시키는 효과가 있으며, 감정적 질병인식은 우울을 증가시키는 효과가 있었다. 이와 유사하게 Cha와 Lee [12]의 연구에서도 질병에 대해 치료할 수 있고 통제할 수 있다고 인식할 수록 우울은 감소하고 삶의 질 수준은 증가하였다. Timmers 등[29] 의 연구 역시 질병에 대한 통제인식은 삶의 질에 긍정적인 영향을 미쳤으며 질병에 대한 감정적 인식은 삶의 질에 부정적인 영향을 미 치는 것으로 나타났다. 투석에 대한 선택이 불가피한 상황 속에서 혈액투석 환자는 정규적인 투석 및 치료이행과 함께 엄격한 식이요 법이 요구되며 이로 인한 갈등과 부정적인 감정을 해결하기 위한 노 력 또한 필요하다. 질병인식은 혈액투석 환자의 변화된 삶에서 우선 순위와 표준을 재조정하고 다양한 갈등과 감정을 해결하기 위하여 고려될 수 있다[9]. 본 연구를 통하여 질병인식은 혈액투석 환자의 우울과 삶의 질에 직접적인 영향을 미치는 다양한 통제변수 중 하 나로서 차지하는 역할이 적지 않다는 의미로 해석될 수 있었다. 따 라서 질병인식을 적용하여 혈액투석 환자의 우울을 감소시키고 삶 의 질을 개선하기 위한 노력을 시도해 볼 수 있다. 예를 들어 혈액투 석 환자의 치료이행이나 약물복용에 대한 교육을 할 때, 만성적인 질병기간이나 질병 통제감과 같은 인지적 질병 인식을 증가시키고 부정적인 감정 인식을 감소시키는 내용을 포함한다면 혈액투석 환 자의 우울을 감소시키고 삶의 질을 증진하는 효과를 더할 수 있을 것이다.

본 연구에서 인지적 인식은 삶의 질에 대한 직접적인 효과와 우 울을 매개로 간접효과 모두 유의했으나 감정적 인식은 우울에 대해 직접 효과만 유의했다. 그 이유는 선행연구[9]에 따라 본 연구에서 의 질병인식은 인지적인 관점과 감정적인 관점으로 구분되었으나, 질병인식의 하위 영역들은 항상 일관된 군집을 형성하는 것이 아니 며 질병특성에 따라 관련된 방식으로 설명될 수 있기 때문이다[30]. 따라서 감정적 인식은 우울에만 영향을 미치며 삶의 질에는 유의 한 영향이 없는가에 관한 논의는 질병인식의 하위 속성을 어떻게 구분할 것인가에 관한 연구가 선행될 필요가 있으므로 본 연구의 제한점이라 할 수 있다. 한편 우편과 이메일을 통해 자료수집을 한 선행연구[12,14]를 참고하여 방문조사와 인터넷조사를 병용하였으 나 자료수집의 방법에 따른 대상자의 차이를 고려하지 못하였으므 로 연구결과의 일반화에는 신중할 필요가 있다.

결론 및 제언

본 연구는 혈액투석 환자의 우울과 삶의 질 관계에서 질병인식이 미치는 영향을 확인하였다. 인지적 질병인식은 우울을 감소시키고 삶의 질을 증가시키는 직접 효과가 있었으며, 우울을 통해 삶의 질 에 영향을 미치는 매개효과가 있었다. 감정적 질병인식은 우울을 증 가시키는 효과가 있었으나 우울을 통한 매개효과는 확인할 수 없었 다. 질병인식은 환자 자신의 경험인식과 상태에 집중하는 인지적인 요인으로 아직까지 질병인식의 영향력에 대한 연구는 충분하지 않 았기에 본 연구는 우울과 삶의 질의 관계에서 질병인식을 통제변수 로 사용하였다. 추후에는 다양한 대상자와 관련된 질병인식 효과 를 확인할 수 있는 반복 연구를 제언한다. 또한 혈액투석 환자의 우 울과 삶의 질을 개선하기 위하여 질병인식을 이용한 교육과 중재를 개발할 것을 제언한다.

CONFLICT OF INTEREST

The authors declared no conflict of interest.

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