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1 사회복지연구 여름 건강보험보장성확대가 의료이용및건강수준에미치는영향 * 1) 배지영 ( 한국보건사회연구원박사후연수연구원 ) 본연구는최근에이루어진 건강보험보장성확대 정책의효과를개인의의료이용및건강수준을중심으로평가하였다 년부터시행된건강보험보장성확대정책은암등의중증질환자에대한본인부담경감, 입원환자식대의급여전환, 비급여항목의급여전환, 본인부담상한제시행등을주요내용으로한다. 이러한정책변화에대해만성질환을보유하고있어의료욕구가일반적으로높은제도의주요수혜집단에비해급성질환등으로의료서비스를이용한집단의입원이용이상대적으로증가한것과제도의직접적인수혜집단인중증질환자집단의입원이용이상당정도증가한것을확인하였다. 또한이러한건강보험제도의변화가입원이용에서혜택을누린중증질환자의단기간의건강평가지표인 2 주간이환경험면에서긍정적인개선을이끌어내고있음을확인하였다. 본연구는건강보험제도가의료이용및건강수준에인과적인효과를나타내고있음을확인하였고, 이후건강보험보장성확대의정책설계에대한정책적함의를제공한다. 주제어 : 건강보험보장성확대, 의료이용, 건강수준, 이중차이기법 Ⅰ. 서론 본연구는최근에이루어진 건강보험보장성확대정책 을중심으로, 이러한건강보험제 도의변화가실제로대상자의의료이용및건강수준에어떠한영향을미치는지를분석함 으로써건강보험제도와의료이용, 그리고건강간의관계를규명하는것을목적으로한다. 투고 2010 년 1 월 31 일, 심사완료 2010 년 5 월 3 일 * 본연구는필자의박사학위논문의일부를수정 보완한것이다. 또한본연구는 2 월 10 일한국경제학회주최 2010 경제학공동학술대회사회보장학회분과에서발표한논문을수정 보완한것임을밝힌다.

2 36 사회복지연구제41권제2호 (2010 여름 ) 일반적으로건강보험제도는의료서비스이용에대한비용부담을감소시킴으로써소득능력에관계없이욕구에따른의료서비스이용접근성을증진하여, 궁극적으로국민의건강향상에기여한다고알려져있다. 그러나이러한일반적으로알려진건강보험제도의목표가국민의건강수준에실제로어떤성과를나타내고있는지를과학적으로측정한연구는많지않다 (Levy and Meltzer, 2004; Hadley, 2003; Freeman, Kadiyala, Bell, and Martin, 2008). 우리나라건강보험제도는 1977 년 500 만이상직장가입자를대상으로처음실시된이후비교적단기간에적용인구범위를전국민으로확대하여지난 20여년간전국민건강보험제도를실시해오고있다. 우리나라건강보험제도발전과정에서오랜논쟁과사회적합의과정끝에실시된단일보험자로의건강보험통합이후건강보험제도발전의주요한관심은건강보험재정안정과보장성확대에맞추어져있다. 실제로건강보험통합이후본인부담경감을통한건강보험급여보장성확대가기대되었으나오히려의약분업등의요인으로인한건강보험재정적자로보장성은후퇴되었다. 그러다가 2004 년이후건강보험재정이흑자로전환되고보장성강화에대한정책의지가맞물리면서 2005 년이후특정질환과대상자를중심으로건강보험보장성이획기적으로확대되었다 ( 김정희 이호용 정현진, 2008). 이와같은건강보험제도의지난 30년간의발전과정에대해건강보험제도의확대적용이실제로대상자에게어떤영향을주었는가, 특히건강보험제도가목표로하는, 건강보험제도를통한적절한의료이용과이를통한건강수준의향상은실현되고있는가에대한과학적인정책평가연구는드물었다. 기존의의료이용이나건강수준결정요인에대한연구는주로개인의사회경제적위치나건강관련행태등의개인적요인에초점을맞추어이루어져왔다. 성별, 거주지역과같은개인의인구사회학적특성과소득수준, 교육수준, 직업등으로대표되는사회경제적위치에따른의료이용격차, 개인의사회경제적위치, 흡연이나음주등의건강관련행태, 스트레스나우울등의심리사회적요인에따른건강수준의차이등기존의의료이용및건강수준관련연구에서제도적요인에대한설명은거의이루어지지않았다. 이러한기존연구의경향은이론적관점에서도그경향성이그러하였지만, 방법론적관점에서도실제로제도의효과를확인하는것은쉽지않은작업이었다. 제도나프로그램의효과를확인하기위해서는제도의영향을받는집단과그렇지않은집단간변이가존재하거나제도시행전후의동일한개인에대한정보를필요로한다. 그러나우리나라건강보험제도의경우 20년전전국민으로대상자가포괄되어대상자측면에서이러한변이를확인하는것이거의불가능하고, 건강보험제도확대이전시기의개인의의료이용이나건강수준에관한체계적인자료에접근하는것도쉽지않다.

3 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 37 그러나의료서비스이용시개인이부담해야하는높은본인부담으로인해소득능력에따른의료이용의격차가여전히존재하고, 적절한의료서비스이용에의접근의장애가개인의건강수준을위협할수있는현재의건강보험제도의취약한보장성의문제는향후건강보험제도의발전을위해해결되어야할우선적인정책과제이다. 이러한점에서건강보험제도가실제로개인의의료이용과건강수준에어떠한인과적인영향을미치는지확인하는작업은이후정책설계와개선에대한과학적인근거를제공할수있다. 따라서본연구는건강보험제도가의료이용및건강수준에미치는효과를확인하기위해최근에이루어진건강보험제도의보장성확대라는정부정책의변화를하나의외생적인변인으로간주하고정책에주요한대상집단을프로그램집단으로, 프로그램집단과대체로유사하지만정책의영향은덜받을것으로예상되는집단을통제집단으로설정하여건강보험제도와건강간관계를교란하는요인을효과적으로통제하는연구설계를통해건강보험제도가의료이용과건강수준에미치는인과적효과를검증하고자한다. Ⅱ. 연구의배경및선행연구검토 참여정부의건강보험보장성강화정책은대선과정에서건강보험보장성을 80% 수준으로강화하겠다는공약으로대표되는정치적약속에서비롯되었다. 그러나의약분업으로인한건강보험재정적자문제가해소되지않아참여정부 2년이지나도록추진하지못하다가, 2004 년흑자기조로전환됨에따라 2004 년 12월보건복지부건강보험정책심의위원회에서수가인상, 보험료인상과함께 1조 5천억원의급여확대를결정하였다 ( 이선희, 2008) 년이후암등중증환자본인부담률인하와본인부담상한액인하등총 48개의항목에대한건강보험보장성강화정책이시행되었고, 이러한보장성강화정책시행으로 2 년반동안 2조 6천억원의재정이추가로소요되었다 ( 건강보험공단, 2008). 이러한보장성강화정책은대표적으로고액중증질환으로알려진암과뇌혈관, 심혈관질환자에대한본인부담경감과 MRI 와같은비급여항목의급여전환, 입원환자에대한식대급여, 6세미만입원아동에대한본인부담면제, 특정암검사에대한본인부담경감, 본인부담상한제등을주요내용으로한다. 아래의표는보장성강화정책에서예산이집중적으로집행된항목을보여준다.

4 38 사회복지연구제41권제2호 (2010 여름 ) 건강보험보장성강화정책은주로고액중증질환자와입원환자에대해본인부담경감혜택이집중되었고이것은건강보험급여율에서입원이용의보장률이 2005 년과 2007 년사이급격히늘어난것으로반영되었음을알수있다 ( 그림1 참조 ). 시행일자급여확대항목재정지출 ( 집행연도 ) 건강보험본인부담상한제시행 623 억원 (2005) MRI 보험급여 1,006 억원 (2006) 4 자연분만시본인부담면제 305 억원 (2006) 차급여기준개선 ( 치료재료, 약재 ) 차급여기준확대 ( 행위, 치료재료 ) 예산순위 197 억원 (2006) 암보장성강화 3,819 억원 (2006) 특정암검사본인부담경감 450 억원 (2006) 8 만 6 세미만입원아동본인부담면제 540 억원 (2006) 뇌혈관, 심장질환자본인부담경감 (1 차 ) 뇌혈관, 심장질환자본인부담경감 (2 차 ) /100 보험급여 (1 차 ) /100 보험급여 (2 차 ) 491 억원 (2006) 7 1,199 억원 (2006) 입원환자식대보험급여 2,086 억원 (2006) 급여율 입원 외래

5 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 39 1) 건강보험제도와의료이용의관계건강보험제도가의료이용에미치는효과에대한가장대표적인설명모델은보건경제학의가격이론이다 ( 양봉민, 2002; Phelps, 2003). 의료보험의적용은소비자에게는가격의하락을의미하기때문에개별소비자는낮은가격에서더많은의료서비스를소비한다. 의료보험적용은이렇게의료수요를증가시키게되며, 특히값비싼서비스의수요를큰폭으로증가시킨다. 의원급이나약국보다병원과같은값비싼서비스의수요를상대적으로더크게증가시킨다 ( 양봉민, 2002). 이러한사실은대부분의국가에서의료보험적용과함께경험적으로나타나는현상이다 (Buchmueller, Grumbach, Kronick, and Kahn, 2005; Wen, Tsai, and Chung, 2008). 두번째로건강보험제도와의료이용간관계는사회행동주의이론인 앤더슨모형 (Andersen, 1995) 으로설명한다. 이모형에서의료보험은의료서비스이용에대한하나의가능요인 (enabling factor) 으로기능하게되며, 이모형에서도역시의료보험은의료서비스이용을증대시키는요인으로설명된다. 이모형에의하면의료이용은의료보험뿐만아니라성별, 연령, 교육수준과같은소인성요인 (predisposing factors) 과의료보험, 소득, 지리적접근성등을포함하는가능요인 (enabling factor), 그리고의료이용의가장직접적인요인인질병요인 (need factor) 의다양한요인에의해상호복합적으로결정된다. 2) 건강보험제도와건강수준의관계건강보험과건강간관계에대한경제학적모델은주로 Grossman(1972) 에의한건강에대한인적자본모델에서도출된다. 이모델의핵심적인개념은개인의 건강 은초기자본형태로개인에게주어진재화이고, 이초기자본은나이가들면서가치가하락하지만, 투자에의해또한증가될수있는재화라는것이다. 여기에서의료서비스이용은건강에대한가장중요한투자의하나로간주된다. 따라서보험을통한의료서비스가격의감소라든지, 의료서비스질의증진은질높은의료서비스에대한이용의증가를통해가입자의건강수준을개선하게된다. 또한이러한경제학모델에의하면, 건강이나의료서비스가정상재일때, 고소득집단보다는저소득집단에서프로그램의효과가강하게나타날것으로예상할수있다 (Wang, Yip, Zhang and Hsiao, 2008). 건강보험과이를통한의료서비스이용증대의직접적인건강에의효과에대한설명외에, Wagstaff and Pradhan(2005) 은건강보험이의료서비스에대한본인부담지출을감소시킴으로써가구의비의료적 (nonmedical) 소비를증대시키게되는데, 이는영양, 주거등건강에이로운역할을할수있는상품에대한소비를증가시킬수있다. 특히빈곤한

6 40 사회복지연구제41권제2호 (2010 여름 ) 가구에서는이러한소비가건강수준을증진시키는간접적인경로로작용할수있다. Ross and Mirowsky(2000) 도건강보험의건강에의효과에대해이와유사한간접효과를제안하고있다. 이들은소위건강상품가설 (the health commodity hypothesis) 은 Grossman 모델과같이의료보험은건강을보호할수있는의료서비스에대한접근을증대시키고, 이것은건강에서의사회경제적차이를설명하는하나의도구로사용되지만, 반대로효과가없는상품이라는가설 (the ineffectual commodity hypothesis) 은건강의사회경제적차이는의료체계와별개의문제로본다. 즉, 보험이제공하는의료서비스에대한접근은사회경제적지위와건강간관계에대해별로설명하지못한다는것이다. 예를들어빈곤층이나공적의료보험가입자들은비보험자에비해처방약을더많이사용한다. 그러나이것이건강을증진시키지는못하는데, 이러한처방약사용의증가는빈곤층건강에효과적인방법이아니라는것이다. 이들에의하면의료보험이건강에혜택을준다면, 그것은경제적어려움 (economic hardship) 을감소시켜주기때문이다. 의료보험은분명히값비싼의료서비스로부터가정의재정을보호하는역할을하고따라서이것은간접적으로건강을증진시킨다는것이다. 3) 건강보험제도와의료이용및건강수준간관계에관한실증연구건강보험과의료이용및건강간내생성의문제 ( 건강이나쁜사람이건강보험에가입하지못하거나, 의료이용을더많이하는문제 ) 를해결하면서건강보험의효과를규명하는가장좋은방법은개인을무작위로할당하는 RAND 실험같은방식이될것이다 (Levy and Meltzer, 2004). 그러나이러한엄밀한의미의실험은비용이많이들며, 윤리적인문제를야기한다. 이에대한방법론적대안으로제시되는유사실험설계방식으로건강보험과의료이용및건강간관계의검증에주로사용되는방법은이중차이추정 (difference-in-difference estimation), 비연속회귀모형 (regression discontinuity designs), 도구변수 (instrumental variables) 를사용하는방법등이있다 (Levy and Meltzer, 2004; Grignon., et al. 2008; Hanratty, 1996). Card, Dobkin and Maestas (2004) 는비연속회귀모형 (regression discontinuity designs) 을사용하여건강보험이의료이용및건강에미치는효과를규명하였다. 이들은메디케어 (Medicare) 라는공적의료보험제도가 65세를기점으로외생적으로주어지는점에근거하여 65세이하의인구에서보험급여수준에따라인종과교육수준을기준으로프로그램집단과비교집단을설정하여 65세이후주어지는보험급여의효과를분석하였다. 65 세를기준으로비연속적으로보험에가입하게되어가장많은보험혜택을받은집단은미충족의료욕구에서큰감소를경험하였고, 65세에의사를방문할확률도크게증가했다.

7 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 41 이러한보험의효과는주관적건강수준의증진에도유의미한영향을미치는것으로확인되었다. Currie and Gruber(1996) 는메디케이드 (Medicaid) 확대라는외생적인제도적환경을바탕으로확대된 Medicaid 의혜택을받을수있는수급자격을도구변수 (instrumental variable) 로사용하여공공의료보험의확대가아동사망률에미치는효과를분석하였다. Chen, Yip, Chang, Lin, Lee, Chiu and Lin(2007) 은대만의 1995 년전국민의료보험도입이라는주요한정책변화를이용하여, 건강보험의도입이소득계층간의료서비스접근과건강의차이를감소시킨정도를이중차이모형 (difference-in-differences) 으로추정하였다. 전국민의료보험도입이전에는주로노인과아동에서보험에가입되지않은개인이가장많았다. 따라서노인을보험도입의가장주요한프로그램집단으로구성하였다. 이때국가보험도입이전에이미보험에가입되어있던노인은비교집단이된다. 연구결과대만의의료보험은노인의외래및입원이용을모두유의미하게증가시키고이러한효과는저소득집단에서보다두드러지게나타났다. 이러한의료서비스이용의증가가사망률감소나주관적건강수준의유의미한증가를보였다는증거는얻지못했다. 보통건강보험제도가의료이용이나건강수준에미치는인과적효과를가장잘포착할수있는조건은위의대만의경우와같이비보험자가제도의확대로보험자로포괄됨으로써의료서비스이용에대한부담이상당한정도로줄어드는경우가될것이다 (Chen et al. 2007). 또한전국민을대상으로하는보편적인의료보장제도가없는미국의경우이러한실험이유리한몇가지조건이형성된다. 첫째, 65세이상의모든노인을대상으로하는메디케어 (Medicare) 제도의경우, 65세이전에보험이없던집단이 65세를기준으로보험자가되므로건강보험과건강간관계에외생적인조건으로활용할수있다 (Card et al., 2004). 둘째, 미국은공공부조수급자를대상으로의료보험을제공하는메디케이드 (Medicaid) 제도를시행하고있다. 그런데이메디케이드제도는연방과주정부의매칭프로그램으로수급자격과급여혜택이주별로다를수있고, 특히 1980 년대이후의급격한제도의확대는주별로서로다른시기에, 서로다른정도로일어남으로써제도의효과를규명할수있는변이 (variation) 를제공한다. 메디케이드제도는주로아동과저소득한부모가구가주요한대상이된다. 메디케이드확대의효과를연구한많은연구들은이러한수급자격을중심으로, 수급자격이확대되는제도의변화를소득이나가족구조등으로반영하여실험집단과통제집단으로사용하였다 (Currie and Gruber 1996; Dubay and Kenney, 2003; Kaestner et al., 2001). 4) 건강보험보장성강화정책에대한국내연구 국내에서는 2005 년 9 월암등중증질환에대한건강보험보장성강화정책이시행된

8 42 사회복지연구제41권제2호 (2010 여름 ) 이후의료이용의관점에서정책의효과를측정한연구 ( 김정희, 2007; 최원희, 2008; 김수진외, 2008; 정정지, 2008) 가진행되었다. 최원희 (2008) 는 6세미만아동에대한입원진료본인부담금면제 정책의효과를측정하였다. 6세미만아동을프로그램집단 (treatment group) 으로, 6세-10 세아동을비교집단 (control group) 으로설정하고, 정책시행전후시기의각집단의의료이용수준에대한 t-test 를실시했다. 의료기관에서건강보험심사평가원에전산청구한 0-10 세환자의진료비청구명세서를분석자료로사용하였고, 입원횟수, 총입원일수, 총진료비로측정된결과변수는프로그램집단에서제도시행후에모두유의미하게증가하였다. 김수진외 (2008) 와김정희 (2007) 는공통적으로 암보장성강화정책 을중심으로, 정책전후의암질환자의료이용을소득계층별로비교하였다. 암이라는특정질환집단을주요대상집단으로사용함으로써의료이용에미치는의료욕구를동일하게통제하고있다. 두연구는분석자료나연구방법면에서약간상이한데, 김수진외 (2008) 는건강보험급여자료를사용하여정책시행전후소득계층별로의료이용량차이에대한 t-test 를시행하였다. 또한의료이용집중지수를사용하여소득계층별의료이용형평성을정책시행전후자료로측정하여변화를살펴보았다. 연구결과, 1인당의료이용량은모두증가하여암보장성강화정책이암환자의미충족의료에대한이용을충족시킨것으로나타나고있다. 소득계층별로입원이용과외래이용에서의경향은약간다르게나타났는데, 입원보다치료종류에대한환자의선택폭이상대적으로크고, 지불능력에따른이용의차이가나타날수있는외래이용에서고소득계층에게유리한의료이용이강하게나타났다. 한편김정희 (2007) 에서는외래진료의경우, 정책시행전고소득층에게유리하던경향이정책시행후저소득층에게유리한방향으로전환되었다는결론을제시했다. 이연구는김수진외 (2008) 와달리비급여내역이포함된암환자의진료비자료를분석자료로활용하였다. 1인당진료비를비급여, 급여, 총진료비로구분하여살펴보았을때, 1인당입원진료비는 33.2% 증가했는데, 진료비증가율면에서는소득이낮은계층에서증가가크게일어났다. 이것은본인부담률인하로경제적장벽이낮아지면서이전의미충족의료가현실화된것으로해석할수있다. 비급여내역까지포함했을때, 암환자에대한건강보험보장률은입원의경우 2004 년 45.0% 에서 2005 년 62.7% 로증가했고, 외래는 50.5% 에서 75.9% 로대폭증가한것으로나타났고, 소득계층별급여율에서도저소득층일수록급여율이높은것으로나타났다.

9 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 43 Ⅲ. 연구방법및연구모형 본연구는건강보험이건강에미치는효과를추정함에있어순수한인과적효과추정을위협하는요소들을처치하는방식으로, 이중차이추정 (difference-in-differences estimator) 방식을사용하고자한다 (Stock and Watson, 2007). 이중차이추정은구체적인정책적개입이나정책적실험이일어난경우에주로사용한다. 이러한정책의변화에대해, 정책적개입에영향을받은집단에대한개입전과후의결과에서의차이를영향을받지않은집단의동일한차이와비교한다 (Meyer, Viscusi, and Durbin, 1995). 예를들어, 사회보험의유인 (incentive) 효과를규명하기위해, 우선실업보험급여가증가한주를구분해낼수있다. 그리고그다음에급여가증가한주에사는사람들의실업기간의변화를급여가증가하지않은주의거주자와비교할수있다. 이중차이추정은이질적인개인을비교할때전통적으로발생하는내생성문제의많은부분을피할수있는능력에서뿐만아니라이러한단순성 (simplicity) 에서각광을받고있다 (Bertrand, Duflo and Mullainathan, 2004). 이러한이중차이모형을통한인과적효과추정의원리를그림으로표현하면다음과같다. 위그림에서알수있듯, 이중차이모형을통해추정한효과를독립적인프로그램효과

10 44 사회복지연구제41권제2호 (2010 여름 ) 로확증하기위해서중요한점은프로그램집단과비교집단을선정하는것이다. 프로그램집단과비교집단은제도의개입이없었다면위그림의점선이나타내는것과같이종속변수에대해서로유사한변화를나타내었을것이라고예상되는집단이어야한다. 이중차이모형이요구하는이러한동질성에대한가정 (parallel trend) 은실제로정확히지켜지기가어렵고, 동질성가정에오류가있을경우, 프로그램효과에대한이중차이추정에편의를야기한다. 이러한문제를해결하기위한하나의방법은실험전후의다른시점에대한데이터를얻는것이다. 그래서어떤다른경향의차이가이미존재하는지를살펴보아야한다. 아니면다른통제집단을발견하는것도가능한방법이다 (Meyer, 1995). 본연구는분석자료로국민건강영양조사 2005 년, 2007 년 (1차) 자료 (repeated cross-sectional survey) 를사용하고자한다. 국민건강영양조사는 1995년에공표된국민건강증진법제16 조에의거하여 1998 년부터 3년주기로시행되는전국규모의건강및영양조사로국민의건강수준, 건강관련의식및행태, 의료이용, 식품및영양섭취실태에대한전국규모의대표성을갖춘자료이다 년 (1기), 2001 년 (2기 ), 2005(3 기 ) 조사는전국단위표본으로추출된 1만 3천여가구의약 4만명의표본을구성하였다. 그러나제4 기 ) 조사부터는 3년간연도별조사로구성되고표본규모도원표본의 1/3 정도로줄어드는연중조사체계로개편하였다. 따라서 2007 년자료는 2,300 가구의약 1만명규모의표본으로구성된다. 또한연구에서필요로하는항목 ( 건강설문조사, 보건의식행태조사 ) 을모두조사한사례는 2005 년의경우전체중약 1만명정도이고, 2007 년에는전체대상자에대해모든하위조사를수행하였다. 본연구는각년도국민건강영양조사자료를결합하는방식을사용한다 1). 분석은 19세 1) 본연구와같이연도별로반복측정된두개의횡단데이터를결합하여사용하는경우, 분석에사용되는개인이종단데이터와같이시점간동일하지는않지만, 이개인들은동일한모집단에서무작위적으로 (randomly) 추출되었음을전제로, 이전시점데이터의개인들은이후시점데이터의개인들에대한사전관측치 (pretreatment observations) 로간주된다. 연도간측정의차이에서발생하는측정오차가최소화된안정적인조사데이터를활용하는것이바람직하나, 이경우에도시점간차이와시점내집단간차이를차감하는이중차이방식은이러한측정오차의영향을일정정도상쇄한다. 그럼에도불구하고횡단데이터를활용한이중차이분석의경우, 유사한정보를포함하고있는유사시기의대표성있는데이터를통해확인분석을시행하는것이결과를확증하기에가장강력한방법이다. 현재국민의의료이용및건강수준에대해본연구가주목하는정보를포함하면서, 확인분석이가능한데이터의활용이불가능한점을한계로제시하며추후연구를통해보완하고자한다.

11 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 45 이상성인을대상으로하며, 본연구가건강보험제도의보장성확대에초점을두고있기 때문에의료급여대상자는분석자료에서제외한다. 자료분석은 SPSS 15.0 으로수행하였고 국민건강영양조사자료가제공하는개인가중치를적용하였다. 1) 프로그램집단과통제집단선정건강보험제도의효과를측정하기위해제도의수혜집단과비수혜집단을 무작위할당 (random assignment)' 하는것이가장이상적이지만, 우리나라건강보험제도의경우전국민을대상으로일관된기준으로적용되기때문에대상자에서이런변이를찾기가어렵다. 기본적으로건강보험제도는개인의의료서비스이용에대한보장의기능을한다는점에근거하여, 건강보험제도변화의영향을받는가장기본적인집단은질병으로의료서비스를이용하게되는개인이다. 특히급성질환과달리만성질환을갖고있는개인은지속적인의료서비스이용에대한욕구를갖는다. 따라서본연구에서는첫번째모형으로이러한만성질환이있는개인을프로그램집단으로선정하였다. 질환자집단은지난 1년간 3개월이상앓고있는만성질환이있는사람을포함하며, 의사의진단을받은경우에한한다. 분석에포함된만성질환은암, 뇌혈관, 심혈관질환, 관절염, 골다공증, 디스크 ( 요통 ), 당뇨병, 갑상선장애, 빈혈, 소화기궤양, 만성간염, 간경변증, 고혈압, 고지혈증, 결핵, 천식, 만성폐쇄성폐질환, 만성부비동염, 기관지확장증, 알레르기비염, 안질환, 만성중이염, 만성신부전, 치질, 요실금의총 26개의질환이다. 프로그램집단인질환자집단은이와같은만성질환을한개이상갖고있는경우로정의되며 1 로코딩한다. 이에대한비교집단은지난 1년간만성질환이환의경험이없는개인으로 0 으로코딩한다. 건강보험보장성강화정책은특히암, 뇌혈관, 심혈관을포함하는고액중증질환에대한집중적인예산지원을통해이들집단에대한건강보험보장성을높였다는평가를받는다 ( 김정희외, 2008). 따라서두번째모형에서는건강보험보장성강화정책의가장직접적인수혜자라고할수있는중증질환자집단을주요프로그램집단으로선정한다. 중증질환자집단은만성질환과마찬가지로지난 1년간 3개월이상한개이상의중증질환을앓고있는개인으로이루어진다. 중증질환에는암, 뇌혈관질환, 심혈관질환의건강보험보장성확대정책의혜택이집중된질환을포함하였다. 그리고중증질환자의의료이용및건강수준의변화에대해비교적유사한정도의변화가예측되는비교집단으로만성질환자집단을선정한다. 분석에사용되는표본은각년도표본에서중증질환이나혹은만성질환을하나이상

12 46 사회복지연구제 41 권제 2 호 (2010 여름 ) 갖고있는질환자집단을분리하여구성한다. 이중프로그램집단인중증질환자집단을 1 로코딩하고비교집단인기타만성질환자집단을 0 으로코딩한다. 2) 분석시기의선정이중차이모형에서는일반적으로주요한정책의변화가있었던시점의전과후를사용하여프로그램집단과비교집단의변화를비교한다. 본연구에서는외생적인변이를제공하는주요한정책의변화로 건강보험제도보장성확대 에주목한다. 따라서건강보험보장성확대정책이본격적으로시행되기이전시점인 2005 년을정책시행전으로 0 으로코딩하고, 정책시행이후시점인 2007 년을 1 로코딩하여두개년도데이터를결합한다. 3) 상호작용항설정 : 제도의효과각각의모형별로집단더미는프로그램집단은 1, 비교집단은 0' 으로코딩된변수로투입되며, 연도더미는건강보험보장성이확대된 2007 년은 1, 확대되기전인 2005 년시점은 0 으로코딩하여투입한다. 다음으로이러한집단더미와연도더미를곱하여상호작용항을설정하는데, 이중차이모형에서는이상호작용항이제도시행후의프로그램집단에나타나는효과를반영하는변수가된다. 본연구에서는우선각모형별로프로그램집단과비교집단의의료이용및건강수준에서의차이를보장성확대전후시기에따라비교하는단순이중차이결과를제시한다. 다음으로결과변수인의료이용및건강수준에영향을미치는다른요인을통제한상태에서보장성확대라는제도적요인이프로그램집단의변화에영향을주는지에대해상호작용항을통해확인하게된다. 따라서이상호작용항변수가유의미한값을가질경우건강보험제도의보장성확대의효과가각모형별로설정한프로그램집단에서인과적인효과를갖는것으로해석할수있다. 4) 주요변수의정의및측정본연구는건강보험제도가건강수준에미친효과를규명하기위해먼저건강보험제도가의료이용에미친영향을하나의종속변수로검토하고, 다음으로건강보험제도가건강수준에미친영향을살펴본다. 기존의개인의의료이용을설명하는대표적인모델은 Andersen(1995) 에의해체계화된개인행동모델이다. 이모델에서는성별, 연령, 교육수준과같은개인의특성을소인성요인으로, 소득수준, 의료보장형태등을가능요인으로, 개인의질병이나주관적건강상태를욕구요인으로구분하여이들요인이의료이용에영향을준다고설명한다. 그리고최근

13 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 47 에는개인의건강관련행태를설명요인에추가하였다. 본연구는앤더슨의이러한모델에근거하여의료이용에영향을미치는변수를구성하였다. 의료이용모형에서는특히질병등으로측정되는욕구요인이중요한데본연구에서사용하는질환자모형에서는만성질환보유여부 ( 질환집단여부 ) 를통제요인으로사용하였고, 중증질환자모형에서는모든대상자가만성질환을보유한특성을지니므로비교적동질한욕구요인을갖는다고가정하며중증질환자여부는일종의통제요인으로사용된다. 다음으로개인의건강수준을설명하는기존연구는주로개인의사회경제적위치 ( 교육수준, 소득수준, 직업형태 ) 와개인의건강관련행태 ( 흡연, 음주, 규칙적운동등 ), 그리고심리사회적요인 ( 스트레스, 우울등 ) 을주요한설명요인으로제시해왔다. 따라서본연구에서도건강수준에영향을미친다고알려진이러한요인을통제하면서제도변화의순효과를확인하고자한다. 종속변수인의료이용의경우지난 1년간입원이용일수와지난 2주간외래이용횟수로측정하고, 건강수준은개인의주관적건강수준평가와지난 2주간이환유무로측정하였다. 분석에사용된자세한변수의정의및측정은아래표와같다. 구분변수정의변수측정 인구학적특성 성별 남성 :0 여성 :1 연령 만나이 거주지역 수도권거주 :1 비수도권거주 :0 교육수준초졸이하 :1 중졸 :2 고졸 :3 대졸이상 :4 사회경제적위치 건강관련행태 건강상태 소득수준 월평균가구소득 / 가구원수 비육체노동 ( 전문직, 관리직, 사무직 )=1 직업형태육체노동 ( 농어업, 판매서비스, 단순노무 )=1 * 준거집단 : 무직, 주부, 학생흡연현재흡연 :1 과거흡연, 비흡연 :0 음주주3회이상음주 :1 주3회미만, 비음주 :0 1회 20분이상, 주3회이상의규칙적운동중증도신체운동 2) 을하는경우 : 1 그렇지않은경우 : 0 평소스트레스를대단히많이느낀다스트레스혹은많이느낀다 : 1 조금느낀다혹은거의느끼지않는다 : 0 지난 1년간 3개월이상앓고있으며, 만성질환보유의사의진단을받은질환이하나이상있는경우 : 1 그렇지않은경우 : 0 주관적건강수준평소자신의건강수준에대한주관적평가로매우

14 48 사회복지연구제 41 권제 2 호 (2010 여름 ) 구분 변수정의 변수측정나쁨 (1) 과매우좋음 (5) 의 5점서열척도 2주간이환유무 지난 2주간질환, 사고등으로몸이아팠던경험이있는경우 : 1, 그렇지않은경우 : 0 의료이용 입원이용일수지난 1년간입원이용일수외래이용횟수지난 2주간외래이용횟수 Ⅳ. 분석결과 구분 인구학적특성 사회경제적위치 건강관련행태 건강상태 변수 2005 년 2007 년빈도 (%) 빈도 (%) 성별 남 3737(49.7) 1390(49.5) 여 3778(50.3) 1420(50.5) 연령 ( 세 ) 평균 ( 표준편차 ) 42.8(15.45) 43.8(15.43) 거주지역 수도권 3247(43.2) 1274(45.3) 비수도권 4269(56.8) 1537(54.7) 초졸이하 1339(17.8) 550(19.6) 교육수준 중졸 738(9.8) 289(10.3) 고졸 3160(42.0) 1122(39.9) 대학이상 2144(28.5) 842(30.0) 가구소득 ( 만원 ) 평균 ( 표준편차 ) (110.96) (112.37) 육체노동 3144(41.8) 796(28.3) 직업유형 비육체노동 1548(20.6) 601(21.4) 무직등 2821(37.5) 1125(40.0) 결측치 289(10.3) 현재흡연여부 흡연 2191(29.2) 1294(46.0) 비흡연 5324(70.8) 1517(54.0) 자주음주여부 자주음주 775(10.3) 603(21.5) 비음주 6741(89.7) 2207(78.5) 규칙적운동실천 운동실천 2329(31.0) 545(19.4) 미실천 5187(69.0) 2266(80.6) 스트레스 많이받음 2598(34.6) 741(26.4) 거의안받음 4917(65.4) 2067(73.5) 만성질환 만성질환 3201(42.6) 900(32.0) 비질환 4315(57.4) 1911(68.0) 중증질환 중증질환 226(3.0) 76(2.7) 2) 중증도신체활동이란평소보다숨, 심장박동이조금증가하는신체활동 ( 국민건강영양조사, 2005) 을의미한다.

15 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 49 구분 주관적건강상태 변수 2005 년빈도 (%) 2007 년빈도 (%) 불건강 ( 매우나쁨, 나쁨 ) 1392(18.5) 462(16.4) 보통 2859(38.0) 1414(50.3) 건강 ( 매우좋음, 좋음 ) 3264(43.4) 930(33.1) 2주간이환유무 아팠던경험있음 3703(49.3) 432(15.4) 의료이용 외래횟수 ( 회 ) 평균 ( 표준편차 ) 0.57(1.10) 0.49(1.13) 입원일수 ( 일 ) 평균 ( 표준편차 ) 1.35(9.35) 2.63(23.92) 사례수 7,515 2,792 분석대상의일반적특성은 < 표 3> 과같다. 인구학적특성면에서성별구성은양년도 표본이거의유사하며평균연령은 2007 년표본이약 1 세높다. 교육수준별구성은거의 유사하나직업유형에서는 2007 년도표본에서결측치가많고육체노동자의비율이낮다. 이에대해 2007 년조사에서개인의직업력및노동환경에대한질문이신규로포함되면서 2005 년조사와차이를보이고있다. 또한건강행태면에서도양년도표본특성이약간 다르게나타나고있다. 즉 2007 년표본이흡연, 음주면에서비율이더높고규칙적운동 실천비율은더낮고, 스트레스여부도더낮은특성을보인다. 3) 1) 질환자집단 : 의료이용 시점 / 집단 전체 질환자 비질환자 입원이용일수 확대이전 :2005 년 (.107) (.234) (.069) 확대이후 :2007 년 (.451) (.643) (.590) 시점간차이 시점 / 집단 전체 질환자 비질환자 외래이용횟수 확대이전 :2005 년 (.016) (.032) (.013) 확대이후 :2007 년 (.021) (.046) (.021) 집단간 집단간 시점간차이 ) 2005 년과 2007 년반복적으로측정된횡단데이터가동일한모집단을대상으로무작위추출되었음을전제로하였을때, 이러한표본의특성차이가실제로이중차이분석의결과에영향을미칠수있는또하나의가능성은앞서프로그램집단과통제집단으로설정한두집단에서표본의특성이이질적인변화의경향을나타낼때이다. 지면관계상제시하지않았으나, 연도별두집단간표본의특성이이질적으로변화하고있는경향은보이지않았음을확인해둔다.

16 50 사회복지연구제 41 권제 2 호 (2010 여름 ) 차이 차이이중차이 이중차이 * 주 : 수치는각집단의평균값, 괄호안은표준오차 (standard error of mean) 입원이용특성에대한단순이중차이결과를보면, 건강보험보장성확대이전시기에비 해, 확대이후시기에전반적인입원이용일수가증가하였고, 질환자에비해비질환자집단 에서입원일수가상대적으로더많이증가하였다. 이러한시점간, 집단간차이의결과로 보장성확대가이루어지기전시기에비해보장성확대가이루어진시기에, 1 개이상의만 성질환을갖고있는질환자집단에서이용일수가감소하는결과를나타내었다. 외래이용 특성으로는외래이용횟수에있어서, 질환자집단의평균적인외래이용횟수는 2005 년에 비해 2007 년에감소했고비질환자집단의평균적인외래이용횟수는약간증가해, 결과적 으로질환자집단의외래이용횟수가 0.2 회정도낮아진결과로나타난다. 아래에서는개인의의료이용에영향을주는기타변수를통제한상태에서비질환자집 단에비해질환자집단의입원이용및외래이용의상대적인차이가유의한지를확인하는 이중차이회귀분석 4) 결과를제시한다. 입원일수 : 모형 1 입원일수 : 모형 2 외래횟수 : 모형 1 외래횟수 : 모형 2 B(S.E) B(S.E) B(S.E) B(S.E) 연도더미 1.909(.429)*** 1.969(.441)***.049(.038).055(.039) 집단더미 1.590(.349)*** 1.063(.378)**.630(.031)***.441(.033)*** 집단 * 연도 (.728)* (.728)* -.202(.065)** -.208(.064)** 연령.005(.013).009(.001)*** 여성 (.380)***.018(.033) 교육수준 -.667(.205)** -.063(.018)*** 가구소득 -.018(.142) -.035(.013)** 비육체노동 (.451)** -.068(.040)+ 육체노동 (.362)*** -.076(.032)* 수도권거주 -.266(.306) -.014(.027) 현재흡연 -.171(.396) -.084(.035)* 자주음주 -.006(.473) -.099(.042)* 4) 일반적으로지난 1 년간의료이용횟수와같은가산자료 (count data) 를사용하는경우, 대개 0 또는 1 에몰려있는분포를보이므로, 선형회귀모형보다는포아송모형 (Poisson model) 이나음이항모형 (Negative binomial model) 을적용한다. 다만이러한모형의경우추정계수의크기를직접해석하기어려운한계가있다. 본연구에서는집단간차이를중심으로결과를해석하고있어, 해석의편의를위해선형회귀모형을사용하여결과를제시하되, 동일한변수에대해포아송회귀모형을적용했을때, 계수의부호나유의성에큰차이가없었다는점을밝혀두고자한다.

17 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 51 입원일수 : 모형 1 입원일수 : 모형 2 외래횟수 : 모형 1 외래횟수 : 모형 2 B(S.E) B(S.E) B(S.E) B(S.E) 규칙적운동.364(.337) -.017(.030) 스트레스.889(.323)**.073(.028)* 상수항.688(.228)** 4.198(1.108)***.302(.020)***.278(.098)** 사례수 9,686 9,686 9,692 9, F값 *** 7.314*** *** *** 모형비교 Sig. F change=.000 Sig. F change=.000 *** p<.001, ** p<.01 * p<.05 + p<.10 다른변수를통제한모형에서입원이용일수의경우는 2005 년에비해 2007 년에입원이용일수가전반적으로약 2일가량통계적으로유의미한증가를, 비질환자집단에비해질환자집단에서약 1일가량재원일수가긴것으로나타났다. 또한보장성확대이후의시기에비질환자집단에비해질환자집단의이용일수가유의하게감소한결과를보인다. 앞서살펴본단순이중차이결과에의하면이러한차이는질환자집단의이용일수의절대적의미에감소에의한것이라기보다, 비질환자집단의이용일수가상대적으로더많이증가한것에의한것이다. 이러한결과는보장성확대를통한입원중심의본인부담경감혜택이의료서비스이용욕구가높은질환자집단의재원일수를상대적으로증가시킬것이라는연구의가설을지지하지못하는것이다. 의료이용에영향을주는기타변수를통제한상태에서, 2005 년에비해 2007 년에, 비질환자에비해질환자의재원일수는유의미하게증가하지않았다. 오히려비질환자집단에서재원일수가상대적으로증가한것은, 식대와같은입원이용에서필수적으로요구되는본인부담의경감혜택이본연구가가정한질환자집단뿐만아니라비질환자집단의입원일수의증가에도영향을주고있음을의미한다고할수있다. 이러한점을바탕으로, 2005 년과 2007 년사이에일어난정책의변화, 즉건강보험제도의보장성확대정책의효과는입원이용에대한본인부담을경감시킴으로써전반적인입원재원기간을늘리는결과를가져왔다는점을확인할수있다. 또한그것은입원이대체로만성질환에기인하는질환자집단보다는기타급성질환이나사고등의이유로입원한비질환자집단에서더강화된양상으로나타나고있다. 또한외래이용모형의경우, 단순이중차이의결과가다른변수를통제한상태에서도유사하게유지되고있는데, 즉보장성확대이후질환자집단의이용여부및횟수가비질환자집단에비해상대적으로감소하였고, 그것은통계적으로유의미하게나타났다. 즉, 이시기의건강보험보장성확대정책은질환자집단의외래이용횟수를증가시키지않음을

18 52 사회복지연구제41권제2호 (2010 여름 ) 알수있다. 실제로건강보험환자본인부담진료비실태조사의결과 ( 김정희외, 2008) 에의하면, 건강보험보장성강화정책이시행된 2005 년과 2007 년사이외래이용에대한건강보험보장률은입원에비해크게증가하지않거나오히려감소된결과를보이고있다. 따라서건강보험보장성강화정책이외래이용에대한의존도가높은만성질환자집단의외래이용을증대시킬유인은거의없다고볼수있다. 한편, 본연구에서개인의의료이용에영향을주는주요통제변수로투입한변수들의경우, 입원이용과외래이용에서다른양상을나타내고있음을확인할수있다. 연령이높을수록외래이용은유의미하게많이이용하고있으나, 입원이용에서는그러한영향이확인되지않는다. 반면성별의경우, 여성일수록재원일수가유의미하게낮다. 소인성특성으로분류될수있는교육수준의경우, 입원과외래이용에서모두교육수준이높을수록재원일수나외래이용횟수가낮은것으로나타나고있다. 소득수준의경우는외래이용에만유의미한영향을나타내, 소득수준이낮을수록외래이용을더많이하는것으로확인되었다. 교육수준이나소득수준이우리사회의대표적인사회경제적지위를나타내는지표로사용되고있다는점을감안할때, 사회경제적지위가낮은사람일수록건강이나빠의료이용을많이하고있음을알수있다. 또한무직자집단에비해근로활동을하고있는개인의의료이용정도는유의미하게낮았다. 건강행위특성에서는흡연이나음주를할수록외래이용횟수는낮았다. 보통흡연이나음주와같은건강위해행동의경우, 건강이나빠의료이용을하는사람일수록건강관리를위해이러한행동을줄이는경향을나타내고있는바, 이들인과관계에대한확인은보다심층적인논의를필요로한다. 끝으로심리적요인인스트레스정도가높을수록의료이용을더많이하는것으로확인되었다. 2) 중증질환자집단 : 의료이용 아래에서는 2005 년과 2007 년시기를중심으로이루어진건강보험보장성확대정책이 프로그램집단으로선정한중증질환자집단이, 통제집단인기타질환자집단에비해상대 적인효과를갖는지를확인한다. 입원이용일수 외래이용횟수 시점 / 집단 확대이전 :2005 년 확대이후 :2007 년 시점간차이 시점 / 집단 확대이전 :2005 년 확대이후 :2007 년 시점간차이

19 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 53 전체 중증질환 기타질환 집단간차이 입원이용일수 (.234) 6.67 (1.37) (.228) (.643) (5.84) (.432) 전체 7.79 중증질환 기타질환 집단간차이 외래이용횟수 (.032) (.164) (.032) (.046) (.136) (.049) 이중차이 이중차이 질환자집단만을표본으로한분석에서, 비중증질환자의입원이용은대체로큰변화가없는반면중증질환자의입원이용은비교적큰변화를보이고있으며특히입원이용일수가크게증가했다. 중증질환집단과기타질환집단에서지난 1년간입원일수 ( 재원기간 ) 의차이를보면, 일반적으로중증질환집단이재원기간이길다. 그리고연도별차이에서입원일수는 2007 년중증질환집단에서특히길다는것을알수있다. 이러한차이의차이로제도시행후중증질환자집단의재원일수는기타질환자에비해 7.84 일길어졌다. 또한외래이용에서는중증질환자의외래이용횟수가상대적으로더큰폭으로감소하였다. 보장성확대이전에는중증질환자와기타만성질환자의외래이용횟수의차이가컸는데보장성확대이후에는그차이가줄어드는것으로나타나고있다. 중증질환자집단의외래이용에대한본인부담도입원이용과마찬가지로기존 20% 에서 10% 로동일하게경감되었음에도불구하고외래이용횟수에서는오히려비중증질환자에비해상대적으로이용정도가감소하였다. 입원일수 : 모형1 입원일수 : 모형2 외래횟수 : 모형1 외래횟수 : 모형2 B(S.E) B(S.E) B(S.E) B(S.E) 연도더미 -.303(.601) -.392(.620) -.107(.072) -.102(.073) 집단더미 4.527(1.022)*** 3.926(1.041)***.685(.112)***.448(.123)*** 집단 * 연도 8.108(2.148)*** 8.110(2.146)*** -.669(.257)** -.659(.253)** 연령 -.027(.020).010(.002)*** 여성 (.598)*** -.036(.071) 교육수준 -.541(.306) (.036)* 가구소득 -.074(.225) -.053(.027)* 비육체노동 (.792)* -.141(.093)

20 54 사회복지연구제 41 권제 2 호 (2010 여름 ) 입원일수 : 모형 1 입원일수 : 모형 2 외래횟수 : 모형 1 외래횟수 : 모형 2 B(S.E) B(S.E) B(S.E) B(S.E) 육체노동 (.552)* -.095(.065) 수도권거주 -.207(.482) -.048(.057) 현재흡연 -.117(.636) -.135(.075)+ 자주음주 -.614(.745) -.096(.088) 규칙적운동 -.784(.528) -.052(.062) 스트레스.688(.486).082(.057) 상수항 1.965(.269)*** 7.086(1.850)***.885(.032)***.828(.218)*** 사례수 3,888 3,888 3,888 3, F값 *** 6.752*** *** *** 모형비교 Sig. F change=.002 Sig. F change=.000 *** p<.001, ** p<.01 * p<.05 + p<.10 의료이용에영향을주는기타변수를통제한상태에서비중증질환자집단에비해중증질환자집단의의료이용의상대적인차이가유의한지를확인하는이중차이회귀분석결과에서는기타변수를통제하기전의단순차이에서도확인된바와같이, 중증질환자집단의재원일수는기타질환자집단에비해상대적으로큰폭으로증가하였고이것이다른변수를통제한상태에서도유의하게나타나 2005 년에비해 2007 년의중증질환자는기타질환자에비해약 8일이상재원일수가증가한다. 이러한결과는중증및입원중심의본인부담경감혜택이중증질환자집단의재원일수를상대적으로증가시킬것이라는연구의가설을지지한다. 중증질환자에대한입원중심의건강보험보장성강화정책이중증질환자의입원일수를유의미하게증가시키는점에대해서는제도의효과가비교적분명하게확인된다. 외래이용횟수에서일반적으로중증질환을가진질환자집단의외래이용횟수가유의미하게높으나, 2005 년에비해 2007 년에중증질환자집단의외래이용횟수가기타질환자집단에비해감소했고그정도도유의미하게컸다. 이시기의건강보험보장성강화정책은입원이용에대한본인부담경감을주요내용으로하고있어중증질환자의외래이용에대해서는긍정적인효과를보이지않고있음을알수있다. 한편, 이러한경향속에서중증질환자가비중증질환자에비해외래이용에서상대적으로더많은감소를나타낸것에대해, 중증질환자의입원에대한본인부담감소로인해입원이용에대한욕구가상당부분해소되면서외래이용에대한필요가하락하는일종의전환효과가나타나고있다는기존연구의결과와유사한경향이다 ( 김정희, 2007) 또한분석의표본을 1개이상질환을갖고있는질환자집단으로한정하였을때에는의료이용에영향을미치는기타변수들이전체표본에대한분석에비해보았을때유의미

21 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 55 한영향을미치지못하고있음이확인된다. 그럼에도불구하고, 연령이높을수록, 교육수준이낮을수록, 소득수준이낮을수록외래이용횟수는유의미하게증가하고있어일반적으로만성질환을보유한노인의외래이용횟수가많은우리사회의의료이용경향성을보여주고있음을확인할수있다. 아래에서는질환자모형과중증질환자모형을통해건강보험보장성확대가프로그램집단의건강수준에미치는영향을확인하고자한다. 본연구에서는건강수준을측정하는지표로 주관적건강수준 지표와지난 2주간아팠던경험의유무 지표두가지를사용하여분석결과를제시하였다 5). 1) 질환자모형 : 건강수준 시점 / 집단 전체 질환자 비질환자 집단간차이 2 주간이환경험주관적건강수준 확대이전 :2005 년 (.005) (.007) (.007) 확대이후 :2007 년 (.006) (.014) (.007) 시점간차이 시점 / 집단 전체 질환자 비질환자 집단간차이 확대이전 :2005 년 (.010) (.015) (.011) 확대이후 :2007 년 (.015) (.029) (.016) 시점간차이 이중차이 이중차이 0.26 < 표 8> 의결과를통해건강보험보장성확대가건강수준에미친영향은우선주관적 건강수준변수에서, 질환자집단의주관적건강수준이상대적으로개선되었고반대로비질 환자집단에서는나빠졌다. 그래서질환자집단의주관적건강수준이상대적으로더많이 5) 건강수준변수로사용한 2 주간이환경험 의경우, 자료상 2 주간이환일수로 0 에서 14 의값을가지는연속변수로확인할수있으나, 변수의값이 0 과 14 에몰려있다는점과 2005 년과 2007 년자료값의편차가큰점등을고려하여, 정보의손실에도불구하고이환경험유무로변환하여로지스틱회귀분석으로결과를제시하였다.

22 56 사회복지연구제 41 권제 2 호 (2010 여름 ) 개선된것으로나타난다. 2주간이환경험의경우도질환자집단에서보장성확대시기이후지난 2주간아팠다는경험을보고하는확률이상대적으로감소하여비질환자집단과의차이를고려했을때에도여전히 2주간이환을경험할확률이감소한것으로나타난다. 건강수준에영향을주는것으로알려진사회경제적지위, 건강행태변수등을통제한상태에서주관적건강수준과 2주간이환경험의집단간변화의차이가유의한지를살펴본아래의분석결과에서, 주관적건강모형은기존의연구를통해개인의건강수준을설명하는변수로알려진사회경제적지위, 건강행태변수가대부분유의미하게설명하고있음을알수있다 년전반적인주관적건강수준이나빠진가운데, 질환자집단은상대적으로주관적건강이개선된것으로, 2주간이환경험의경우는전반적으로감소하는가운데질환자집단에서더많이감소하는경향이다른변수를통제한상태에서도유의미하게나타나고있다. 이환유무 : 모형 1 이환유무 : 모형 2 B(S.E) Exp (B) B(S.E) Exp (B) 주관적건강 : 모형 1 B(S.E) 주관적건강 : 모형 2 B(S.E) 연도더미 (.083)*** (.086)*** (.023)*** -.213(.023)*** 집단더미 1.861(.053)*** (.056)*** (.019)*** -.482(.019)*** 집단 * 연도 (.126)*** (.130)*** (.039)***.259(.037)*** 연령.021(.002)*** (.001)*** 여성.366(.061)*** (.020)*** 교육수준 -.227(.033)*** (.011)*** 가구소득 -.039(.024) (.007)*** 비육체노동 -.102(.074) (.023)*** 육체노동 -.088(.059) (.019)** 수도권거주 -.015(.050) (.016)** 현재흡연.016(.064) (.020)*** 자주음주 -.037(.079) (.024) 규칙적운동.078(.054) (.017)*** 스트레스.325(.052)*** (.017)*** 상수항 -.806(.033)*** (.180)*** (.012)*** 3.584(.057)*** 사례수 9,693 9,693 9,711 9,711 Chi-square (df=3)*** (df=14)*** =.136 = LL F= *** F= *** 모형비교 = (df=11)*** Sig. F change=.000 *** p<.001, ** p<.01 * p<.05 + p<.10

23 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 57 질환자집단은비질환자집단에비해주관적건강수준이나쁘다고응답할확률이높다. 그런데 2005 년에비해 2007 년의질환자집단은비질환자집단에비해주관적건강수준이상대적으로더많이개선된것으로나타난다. 앞서단순차이결과와비교해서보면, 양집단에서주관적건강수준이평균적으로약간낮아졌으나비질환자집단에서그정도가더커서상대적으로질환자집단의주관적건강수준이개선되는결과로나타났다. 이중차이분석에서는 2007 년질환자집단의주관적건강수준이비질환자집단에비해더크게나빠지지않았다고해석할수있다. 지난 2주간이환경험의경우 2005 년에비해 2007 년에유의하게줄어든다. 또한프로그램집단인 2007 년의질환자집단의경우, 비질환자집단에비해지난 2주간이환을경험할확률이상대적으로유의미하게줄어드는것으로나타난다. 2) 중증질환자모형 : 건강수준 시점 / 집단 전체 중증질환 기타질환 집단간차이 2 주간이환경험주관적건강수준 확대이전 :2005 년 (.007) (.015) (.008) 확대이후 :2007 년 (.014) (.052) (.014) 시점간차이 시점 / 집단 전체 중증질환 기타질환 확대이전 :2005 년 (.015) (.060) (.016) 확대이후 :2007 년 (.029) (.105) (.164) 시점간차이 집단간 차이이중차이 이중차이 중증질환자집단의건강수준변화에대해 < 표10> 과같이 1개이상의만성혹은중증질환을가진집단내에서자신의건강수준에대한주관적평가는전반적으로개선되었으며, 중증질환자에서상대적으로더많이개선되었다. 또한지난 2주간의이환을경험할확률에대해서는보장성확대이전에비해이후에중증질환자집단에서지난 2주간아팠던경험이감소한것을확인할수있다. 아래에서는개인의건강수준에영향을주는것으로알려진성별, 연령, 사회경제적지위, 건강관련행태등의변수를투입하여, 이러한변수를통제한이후에도보장성확대전후시기의중증질환자의건강수준개선이유의미한지를살펴보았다.

24 58 사회복지연구제 41 권제 2 호 (2010 여름 ) 질환자집단만을대상으로한위의분석에서 2005 년에비해 2007 년에주관적건강수준이나쁘다고응답할확률이유의미하게감소하는것으로확인된다. 한편중증질환자집단은기타질환자집단에비해질병의정도가심한것을반영하여주관적건강수준이상대적으로나쁘다. 다만이시기의변화가기타질환자에비해중증질환자의주관적건강수준의개선에유의미한차이를보이지는않았다. 이환유무 : 모형 1 이환유무 : 모형 2 B(S.E) Exp (B) B(S.E) Exp (B) 주관적건강 : 모형 1 B(S.E) 주관적건강 : 모형 2 B(S.E) 연도더미 (.099)*** (.115)*** (.036).053(.035) 집단더미 1.799(.294)*** (.301)*** (.062)*** -.442(.059)*** 집단 * 연도 (.408)*** (.419)** (.130) -.036(.121) 연령.041(.004)*** (.001)*** 여성.612(.102)*** (.034)*** 교육수준 -.111(.053)* (.017)*** 가구소득 -.047(.038) (.013)*** 비육체노동 -.095(.127) (.045)* 육체노동.067(.096) (.031) 수도권거주.068(.082) (.027)* 현재흡연.210(.106)* (.036)+ 자주음주.104(.127) (.042) 규칙적운동.101(.089) (.030)*** 스트레스.125(.083) (.027)*** 상수항.979(.042)*** (.311)** (.016)*** 3.228(.104)*** 사례수 4,289 4,289 3,886 3,886 Chi-square (df=3)*** (df=14)*** =.037 = LL F=49.536*** F=60.160*** 모형비교 = (df=11)*** Sig. F change=.000 *** p<.001, ** p<.01 * p<.05 + p<.10 앞서중증및비중증질환을모두포함하는질환자집단과이와같은만성질환이없는비질환자집단에대한분석결과보장성확대시행이후에질환자집단에비해비질환자집단에서오히려입원이용의증가정도가컸던것을확인하였다. 한편이러한질환자모형에서는질환자집단에중증질환자와비중증질환자를모두포함함으로써중증질환자에게집중된보장성확대의효과가희석될수있었다.

25 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 59 이에대해중증질환자를보장성확대의주요프로그램집단으로하는중증질환자모형에서는중증질환자에대한보장성확대가특히입원이용에서유의미한증가를보이며비중증질환자와차이를나타내는것을확인하였다. 암등의중증질환에대한본인부담경감, 입원환자에대한식대의급여전환등으로외래진료에비해입원진료에대한본인부담경감이두드러진보장성확대정책의시행은중증질환자의입원이용일수를유의미하게증가시켰다. 의료이용에서의이러한영향을바탕으로, 보장성확대시행전후중증질환자집단의건강수준의변화는특히지난 2주간아프거나불편감을느낀이환의경험에서상대적으로유의미한개선을보이는것으로나타났다. 건강수준에영향을준다고알려진기타변수를통제한상태에서도중증질환자집단에서보장성확대이후이환경험의상대적감소는통계적으로유의미하였다. 보장성확대가중증질환자의건강수준에미치는영향은더장기적으로추적되고, 특히사망률등의보다객관적인자료를통해확인되어야하겠으나현재자료가허락하는범위에서다른변수의영향을통제한상태에서, 개인이판단한아프거나불편감을느끼는확률에서의개선이나타난것은이러한입원중심의보장성확대가중증질환자에대한효과적인의료이용으로나타나건강수준에도긍정적인영향을줄수있음을반영하는증거라할수있다. Ⅴ. 결론 본연구는우리나라건강보험제도가대상자의의료이용및건강수준에갖는효과를규명하는것을목적으로하였다. 본연구는이를위해지난 2005 년이후건강보험제도의 보장성확대 정책의시행을제도의주요한변이로규정하고, 건강보험보장성확대정책의효과를상대적으로크게경험할것으로예상되는집단을프로그램집단으로선정하였다. 또한프로그램집단이경험하는변화를유사하게경험하면서제도의효과면에서는상대적으로적은영향을받는집단을통제집단으로선정하여제도시행전후시기의이들집단간차이를차감하는이중차이모형기법을사용하여인과적효과를확인하였다. 주요한분석결과는다음과같다. 첫째, 건강보험보장성확대정책이질환자집단의의료이용과질환자집단의건강수준의변화에어떠한영향을주었는지를분석한결과, 의료이용면에서는특히입원이용에서하나이상의만성질환을가진질환자집단보다단순질환혹은급성질환으로입원이용을한비질환자집단에서보장성강화의혜택을경험하고있었다. 일반적으로의료이용에의욕구가상대적으로높은만성질환자집단보다비질환자집단에서보장성확대이후재원

26 60 사회복지연구제41권제2호 (2010 여름 ) 일수가상대적으로유의미하게증가하는결과를보였다. 한편외래이용의경우에는실제로건강보험보장률이보장성확대시기이후이전보다오히려낮아지는양상을나타내었는데따라서보장성확대에따른효과를기대하기어려운것으로확인되었다. 이러한결과에대해입원환자식대등이건강보험급여로전환되면서입원이용에대한비용부담이경감된것이, 질환자집단에비해오히려비질환자집단에서재원일수의증가폭을늘린것으로판단할수있다. 다른한편이러한결과는건강보험보장성강화정책이중증질환자중심으로이루어지면서중증질환자를포함한전체만성질환자집단에서질환자에대한효과가희석되어나타난것일수있다. 둘째, 건강보험제도가건강수준에미치는효과는의료서비스이용에대한본인부담경감을통해필요한의료서비스에대한이용을늘리는방식으로나타난다. 본연구에서도중증질환자중심의건강보험보장성강화가중증질환자의재원기간을늘리는효과를나타내었다. 이러한의료서비스이용의증대가실제로어떠한방식으로건강수준을증진시키는지, 그리고암등의중증질환자의의료서비스이용이건강에갖는효과를어떠한방식으로측정해야할것인지에대해서는보다심층적인논의를필요로한다. 그럼에도불구하고본연구의결과중증질환자중심의건강보험보장성강화정책이제도의주요한혜택을경험한중증질환자의단기적인이환경험에는긍정적인영향을주고있는것으로확인되었다. 우리나라건강보험제도는전국민을포괄하는측면에서비교적단기간내에적용확대를이루었으나서비스이용시지불해야하는높은본인부담으로말미암아제도의본래목적인 보장성 은낮은수준이다 ( 허순임외, 2007). 의료서비스이용에대한높은본인부담은특히부담능력이취약한저소득층의의료이용에장애로작용하였다. 이러한건강보험제도의취약한보장성에대한대응으로이루어진 건강보험보장성강화정책 은제도의직접적인수혜계층인중증질환자를중심으로그효과를확인할수있었다. 그러나입원과중증질환중심의건강보험보장성강화정책은제도의원래목표인입원진료에대한본인부담경감, 고액중증질환에대한보장성강화를이루었으나, 제도가시행되는과정에서주로제도의지원을받아야할만성질환자집단에비해급성질환이나기타이유로입원진료를받은대상자의의료서비스이용을오히려늘리는효과를나타내었다. 또한외래진료에있어서는중증질환에비해상대적으로기타만성질환자의외래이용이상대적으로증가된것으로확인되었다. 이와같은발견은향후지속적으로추진될건강보험보장성강화방안의구체적인정책대안에근거를제시할수있다. 즉의료이용자의부담능력을고려하지않은상태에서질환을중심으로보장성을확대할경우해당질환외의질환으로지속적인의료이용을하면서도보장성확대에포괄되지못하는사례가발생할수있다. 반면이러한입원중심의보장성강화가의료공급자의진료행위에대한적절한규제없이이루어질경우보장성

27 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 61 강화의예산이실제로목표로한집단이아닌집단에게혜택을줄수있음을확인하였다. 끝으로, 반복측정된횡단데이터를결합하여분석한본연구의한계에대해서는, 향후국민의의료이용및건강수준에대한양질의종단데이터와또한건강보험보장성확대의효과를추적하여확인할수있는데이터를통해본연구의결과를확인할수있는추가적인후속연구를필요로함을밝혀둔다.

28 62 사회복지연구제 41 권제 2 호 (2010 여름 ) 참고문헌 건강보험공단 (2008). 건강보험보장성강화방안, 건강보험포럼겨울호김수진외 (2008). 건강보험암중증질환급여확대가의료이용형평성에미친영향. 보건행정학회지, 18(3), 김정희 (2007). 암보장성강화정책이의료이용의형평성에미친영향에관한연구. 인제대학교박사학위논문. 김정희외 (2006) 년도건강보험환자의본인부담진료비실태조사. 국민건강보험공단김정희 이호용 정현진 (2008) 년도건강보험환자의본인부담진료비실태조사. 국민건강보험공단양봉민 (2002). 보건경제학개정판. 나남출판이선희 (2008). 국민건강보험보장성강화정책타당성평가. 제 40 회한국보건행정학회전기학술대회발표문정정지 (2008). 암환자의본인부담변화가의료이용에미친영향에관한연구. 건양대학교병원경영학박사학위논문최원희 (2008). 6 세미만소아의건강보험입원본인부담금면제에따른의료이용변화. 서울대학교보건대학원석사학위논문허순임외 (2007). 건강보험적정보장성확보방안. 한국보건사회연구원 Andersen, R (1995). Revisiting the Behavioral Model and Access to Medical Care: Does it Matter? Journal of Health and Social Behavior, 36(March), Angrist, J.D. and Pischke, J-S. (2008). Mostly Harmless Econometrics: An Empiricist's Companion. Princeton University Press. Bertrand, M., Duflo, E. and Mullainathan, S. (2004). How Much Should We Trust Differences-in-Differences Estimates? The Quarterly Journal of Economics, 119(1), Buchmueller, T. C., Grumbach, K., Kronick, R., and Kahn, J. C. (2005). The Effect of Health Insurance on Medical Care Utilization and Implications for Insurance Expansion: A Review of the Literature. Medical Care Research and Review, 62(1), Card, D. Dobkin, C. Maestas, N. (2004). The Impact of Nearly Universal Insurance Coverage on Health Care Utilization and Health: Evidence from Medicare. NBER Working paper Chen, L., Yip, W., Chang, MC., Lin, HS., Lee, SD., Chiu, YL., and Lin, YH. (2007). The Effects of Taiwan's National Health Insurance on Access and Health Status of the Elderly. Health Economics, 16, Currie, J. and Gruber, J.(1996). Health Insurance Eligibility, Utilization of Medical Care, and Child Health. The Quarterly Journal of Economics, 111(2), Dubay, L. and Kenney, G. (2003). Expanding Public Health Insurance to Parents: Effects on Children's Coverage under Medicaid. Health Services Research, 38(5),

29 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 Freeman, Kadiyala, Bell, and Martin(2008). The Causal Effect of Health Insurance on Utilization and Outcomes in Adults: A Systematic Review of US Studies. Medical Care, 46, Grignon, M. et al. (2008). Does Free Complement Health Insuracne Help the Poor to Access Health Care? Evidence from France. Health Economics, 17, Grossman, M.(1972). On the Concept of Health Capital and the Demand for Health, Journal of Political Economy, 80(2) Gruber, J. & Poterba, J. (1994). Tax Incentives and the Decision to purchase Health Insurance: Evidence from the self-employed. The Quarterly Journal of Economics, 109(3), Hadley, J. (2003). Sicker and Poorer-The Consequences of Being Uninsured: A Review of the Research on the Relationship between Health Insurance, Medical Care Use, Health, Work, and Income. Medical Care Research and Review, 60(2), Hanratty, M.J.(1996). Canadian National Health Insurance and Infant Health. The American Economic Review, 86(1), Kaestner, R., Joyce, T., and Racine, A.(2001). Medicaid eligibility and the incidence of ambulatory care sensitive hospitalizations for children. Social Science and Medicine, 52, Levy, H & Meltzer, D. (2004). What Do We Really Know about Whether Health Insurance Affects Health? in McLaughlin, C. G. (eds) Health Policy and the Uninsured. The Urban Institute Press, Meyer, B.D. (1995). Natural and Quasi-Experiments in Economics. Journal of Business and Economic Statistics. 13(2). Meyer, B.D., Viscusi, W.K. and Durbin, D.L.(1995). Workers' Compensation and Injury Duration: Evidence from a Natural Experiment. The American Economic Review, 85(3), Phelps, C. E. (2003). Health Economics, 3rd Edition, Pearson Education. Ross, C.E. and Mirowsky, J.(2000). Does Medical Insurance Contribute to Socioeconomic Differentials in Health? The Milbank Quarterly, 78(2), Stock, J.H. and Watson, M.W. (2007). Introduction to Econometrics, second edition. Pearson International Edition. Wagstaff, A. and Pradhan, M.(2005). Health Insurance Impacts on Health and Nonmedical Consumption in a Developing Country. World Bank Policy Research Working Paper 3563, April Wang, H., Yip, W., Zhang, L., Hsiao, W.(2008). The Impact of Rural Mutual Health Care on Health Status: Evaluation of a Social Experiment in Rural China. ealthstatus.pdf.

30 64 사회복지연구제 41 권제 2 호 (2010 여름 ) Wen, C. P, Tsai, S. P. and Chung, W-S, I. (2008). A 10-year Experience with Universal Health Insurance in Taiwan: Measuring Changes in Health and Health Disparity. Ann Intern Med. 148,

31 건강보험보장성확대가의료이용및건강수준에미치는영향 65