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문제 정의
- 항생제는 우리나라에서 의약분업 도입 후 사회적으로 논란이 되어왔던 약제로 지역사회 항생제 사용 관리와 관련하여 처방률 공개라는 정책 개입은 우리나라에서 독특하게 벌어진 상황이며(김수경 등, 2010) 지역별로 공개 효과를 분석하는 것은 지역 간 또는 지역 내 항생제 처방률의 변이를 줄일 수 있다는 점에서 연구의 필요성이 있다. 따라서 연구의 목적은 급성상기도감염에 대한 항생제 처방률 공개에 따른 지역별 변화 양상을 알아보고, 지역별 공개 효과의 차이에 미치는 영향 요인을 규명하는 것이다.
제안 방법
- 공급자 요인 변수는 건강보험심사평가원의‘요양기관 현황자료’(2006년 1분기)를 활용하여 지역별 인구 10만 명당 병상 수와 의사 수를 산출하였고, 경쟁 정도는 조창익 등(2008)의 연구를 참조하여 시도 단위의 인구수 대비 의원 수 비율과 시군구 단위의 인구수 대비 의원 수 비율을 각각 산출한 다음 차이를 계산했을 때‘양’의 값이면 시군구 단위의 경쟁 정도가 시도 단위의 경쟁 정도보다‘낮음’으로 분류하였고, ‘음’의 값이면 시군구 단위의 경쟁 정도가 시도 단위보다‘높음’으로 분류하였다.
- 그러나 재산세는‘소득’이 아닌‘재산’에 부과하는 세금이고, 자치단체마다 세율이 다른 점이 한계로 남는다(조창익 등, 2008). 교육수준의 대리변수로 지역별 전체 가구 수 중 전문대 이상 가구주의 비율을 사용하였다. 건강수준의 대리변수로 통계청 사망원인통계자료(2006년) 중 지역별 인구만 명당 연령표준화 사망률을 사용하였다.
- 48이고 이외 모든 독립변수의 VIF 값이 10 이하로 그리 높지 않음을 알 수 있었다. 그러나 65세 이상 인구비율은 선행 연구(박기동, 2003; 정광호 등, 2008; 전대성 등, 2011)에서 항생제 처방에 영향을 미치는 요인 중 하나이므로 다중회귀모형에 포함하여 분석하기로 하였다. 최종적으로 구성한 회귀 모형의 변수명과 다중 회귀 분석을 이용한 다변량 분석결과는 (표 6)에 제시되어 있다.
- 그러나 이들 지표는 극단 값의 영향을 크게 받는 단점이 있다. 따라서 극단 값을 제외할 필요성이 있으나 건강보험심사평가원에서는 분기별 급성상기도감염 청구건수가 100건 이하일 때 항생제 처방률을 공개하지 않으므로 이미 극단 값이 제외되었다고 볼 수 있어 정보 공개된 모든 의원급 의료기관 전체를 대상으로 분석하였다.
- 종속변수는 (표 1)에 제시된 바와 같이 세 개로 정의하였고, 이처럼 분석한 이유는 건강보험심사평가원에서 2001년부터“약제 급여 적정성 평가”를 통해 의료기관의 항생제 처방수준을 평가하고 그 결과를 제공하였으며 매년 항생제 처방률이 감소하는 경향 (trend)을 보이고 있으므로 이러한 공개 전의 감소경향을 고려하여 처방률 공개에 따른 실제 값을 구하기 위함이었다. 따라서 첫 번째 종속변수는 단순히 공개 후와 전의 항생제 처방률 차이로 하였고, 두 번째 종속변수는 공개 전, 후 항생제 처방률 차이를 연평균 항생제 처방률(2003년~2004년)로 나누어 기존의 지역별 항생제 처방수준 대비 공개 전, 후 처방률이 얼마만큼의 비율로 증가 또는 감소했는지 산출하였고, 세 번째 종속변수는 공개 전, 후 항생제 처방률 차이에서 연평균 항생제 처방률의 증감분(지역별 2004년과 2003년의 항생제 처방률 차이와 2005년과 2004년의 항생제 처방률 차이의 평균)을 뺌으로써 그간의 다른 항생제 관리활동에 따른 감소 효과를 배제하고 처방률 공개라는 정책 개입에 따른 항생제 처방률의 변화를 분석하고자 하였다.
- 공급자 요인 변수는 건강보험심사평가원의‘요양기관 현황자료’(2006년 1분기)를 활용하여 지역별 인구 10만 명당 병상 수와 의사 수를 산출하였고, 경쟁 정도는 조창익 등(2008)의 연구를 참조하여 시도 단위의 인구수 대비 의원 수 비율과 시군구 단위의 인구수 대비 의원 수 비율을 각각 산출한 다음 차이를 계산했을 때‘양’의 값이면 시군구 단위의 경쟁 정도가 시도 단위의 경쟁 정도보다‘낮음’으로 분류하였고, ‘음’의 값이면 시군구 단위의 경쟁 정도가 시도 단위보다‘높음’으로 분류하였다. 또한, 급성상기도감염을 주로 진료하는 내과ᆞ소아청소년과ᆞ이비인후과ᆞ가정의학과 의원 수를 지역별로 산출하였다. 해당 지역에 수련병원 소재 여부를 변수에 포함하였고 의원의 개원기간에 따라 5년 미만인 의원 비율과 10년 이상인 의원 비율을 산출하였다.
- 또한, 지역의 도시화 정도를 반영하여 특별시와 광역시를‘대도시’에, 시는‘중소도시’에, 군은‘농어촌’으로 분류하였다.
- 설립형태에 따른 의원의 비율을 변수에 포함하였고, 일차 의료의사의 항생제 처방에 미치는 영향요인 중 심리적 요인(김남순 등, 2005)을 나타내는 대리변수로 2003년과 2004년 연간 항생제 처방률의 평균을 시군구 지역별로 산출하였다. 마지막으로 2001년 항생제 처방 평가를 시행한 이후 평가 및 피드백에 따른 항생제 처방률의 감소 추세(trend)를 반영하기 위해 지역별로 2004년과 2003년의 항생제 처방률 차이와 2005년과 2004년의 항생제 처방률 차이의 평균을 내어 분석에 포함하였다.
- 셋째, 본 연구에서는 항생제 처방률 공개 시점인 2006년 2월을 전후하여 공개 이전 4분기(2005년 1, 2, 3, 분기) 그리고 공개 이후 4분기(2006년 2, 3, 4분기, 2007년 1분기)를 분석하였다. 분석단위가 시군구 지역이고 시군구 단위로 반복 측정된 것으로 다른 repeated measure data 분석방법을 적용하는 것이 타당할 것이나 급성상기도감염은 계절적 변이가 커서 겨울, 봄, 가을에 유행성 감기나 독감과 같은 인플루엔자가 유행하면 매우 증가하고 여름에는 감기발생률이 낮아 이러한 계절적 변이를 제거한 후 항생제 공개효과를 파악하려고 하였다. 그러나 급성상기도감염 항생제 처방률의 기관별 공개 효과를 보다 정밀하게 분석하기 위하여 단절 시계열의 구간회귀분석(segmented regression analysis of interrupted time series)을 통해서 특정한 개입이 변화시킨 정보를 즉시 그리고 시간 경과에 따라 볼 수 있음이 필요하다.
- 셋째, 본 연구에서는 항생제 처방률 공개 시점인 2006년 2월을 전후하여 공개 이전 4분기(2005년 1, 2, 3, 분기) 그리고 공개 이후 4분기(2006년 2, 3, 4분기, 2007년 1분기)를 분석하였다. 분석단위가 시군구 지역이고 시군구 단위로 반복 측정된 것으로 다른 repeated measure data 분석방법을 적용하는 것이 타당할 것이나 급성상기도감염은 계절적 변이가 커서 겨울, 봄, 가을에 유행성 감기나 독감과 같은 인플루엔자가 유행하면 매우 증가하고 여름에는 감기발생률이 낮아 이러한 계절적 변이를 제거한 후 항생제 공개효과를 파악하려고 하였다.
- 수요자 요인 변수는 인구학적 특성에 관한 변수로 지역별 전체 인구 중 9세 이하 인구비율, 65세 이상 인구비율, 남성 인구 비율을 사용하였고, 사회경제적 특성에 관한 변수로 소득수준, 교육수준, 건강수준을 나타내는 대리변수를 사용하였다. 소득수준은 조창익 등(2008)의 연구를 참조하여 본 연구에서도 재산세를 지역별 소득수준의 대리 변수로 사용했다.
- 전국 시군구별 정보 공개 전ᆞ후 항생제 처방률의 지리적 양상을 확인하기 위해 항생제 처방률 구간을 0.0%에서 100.0%까지 20.0%씩 5개 구간으로 나누어 처방률이 높은 지역을 진하게, 낮은 지역은 연하게 표시하였다. 공개 전에는 강원, 충북, 경남지역에서 항생제 처방률이 높았으나 공개 후에는 항생제 처방률이 대부분 낮아지면서 색깔이 연해졌으며 강원도를 비롯한 일부 지역이 여전히 높은 처방률을 보이고 있음을 알 수 있었다(그림 2).
- 종속변수는 (표 1)에 제시된 바와 같이 세 개로 정의하였고, 이처럼 분석한 이유는 건강보험심사평가원에서 2001년부터“약제 급여 적정성 평가”를 통해 의료기관의 항생제 처방수준을 평가하고 그 결과를 제공하였으며 매년 항생제 처방률이 감소하는 경향 (trend)을 보이고 있으므로 이러한 공개 전의 감소경향을 고려하여 처방률 공개에 따른 실제 값을 구하기 위함이었다.
- 또한, 지역의 도시화 정도를 반영하여 특별시와 광역시를‘대도시’에, 시는‘중소도시’에, 군은‘농어촌’으로 분류하였다. 지역별 급성상기도감염 환자 구성비가 달라서 지역별 인구 백 명당 급성상기도감염 환자 수를 산출하였다.
- 또한, 급성상기도감염을 주로 진료하는 내과ᆞ소아청소년과ᆞ이비인후과ᆞ가정의학과 의원 수를 지역별로 산출하였다. 해당 지역에 수련병원 소재 여부를 변수에 포함하였고 의원의 개원기간에 따라 5년 미만인 의원 비율과 10년 이상인 의원 비율을 산출하였다. 설립형태에 따른 의원의 비율을 변수에 포함하였고, 일차 의료의사의 항생제 처방에 미치는 영향요인 중 심리적 요인(김남순 등, 2005)을 나타내는 대리변수로 2003년과 2004년 연간 항생제 처방률의 평균을 시군구 지역별로 산출하였다.
대상 데이터
- 따라서 최종 분석 대상은 공개 후 2007년 1분기까지 급성상기도감염에 대한 항생제 처방률 평가를 받은 의원을 포함한 전국의 242개 시군구 지역이었다. 대상 약제인 항생제는 원내 투여된 주사용 항생제 및 원외 처방된 경구용 항생제를 모두 포함한다. 항생제 범위는 식품의약품안전청 약효 분류번호 611~615, 618~619, 621(sulfasalazine 제외), 625, 629중 quinolone 계열이다.
- 폐업기관, 서면 청구기관, 의약 분업 예외기관, 급성상기도감염 청구건수가 100건 미만인 기관, 진료과목 중 정신과는 분석 대상에서 제외하였다. 따라서 최종 분석 대상은 공개 후 2007년 1분기까지 급성상기도감염에 대한 항생제 처방률 평가를 받은 의원을 포함한 전국의 242개 시군구 지역이었다. 대상 약제인 항생제는 원내 투여된 주사용 항생제 및 원외 처방된 경구용 항생제를 모두 포함한다.
- 시군구 지역의 인구학적 특성 및 사회경제적 특성과 관련된 변수는 통계청에서 제공하는 주민등록인구자료(2006년), 가구주의 교육 정도별 가구자료(2005년) 및 연령 표준화 사망률(2006년)을 활용하였고, 행정안전부에서 발행하는「지방세정연감(2007)」을 활용하였다. 병상 수 등 의료공급자원과 관련된 변수는 건강심사평가원의 요양기관 현황자료(2006년 1분기)를 활용하였다.
- 본 연구는 건강보험심사평가원의 외래 심사 전산청구 자료를 활용하였고, 분석단위는 전국의 시군구 지역을 단위로 하였다.
- 시군구 지역의 인구학적 특성 및 사회경제적 특성과 관련된 변수는 통계청에서 제공하는 주민등록인구자료(2006년), 가구주의 교육 정도별 가구자료(2005년) 및 연령 표준화 사망률(2006년)을 활용하였고, 행정안전부에서 발행하는「지방세정연감(2007)」을 활용하였다. 병상 수 등 의료공급자원과 관련된 변수는 건강심사평가원의 요양기관 현황자료(2006년 1분기)를 활용하였다.
- 연구 대상은 외래에서 공개 시기인 2006년 1분기(2006년 2월 9일)를 기준으로 공개 전 1년(2005년 1분기~4분기)부터 공개 후 1년(2006년 2분기~2007년 1분기)까지 “급성상기도감염”(한국표준질병사인분류 코드 J00~J06, 주 상병)에 대한 항생제 처방률 평가 결과가 모두 있는 의원을 대상으로 하였다.
- 소득수준은 조창익 등(2008)의 연구를 참조하여 본 연구에서도 재산세를 지역별 소득수준의 대리 변수로 사용했다. 해당 지역의 소득수준을 직접 나타내는 자료를 구할 수 없으므로 지역의 경제적 수준과 관련된 자료로「지방세정연감(행정안전부[2007])」을 활용하여 단위 지역(시군구) 주민 1인당 재산세 납부액의 자료를 사용하였다. 재산세 납부액을 소득수준의 대리변수로 선정한 이유는 주민세는 소득세할 부분이 있어 지역의 소득수준을 대리할 수 있지만, 자치구(단위 지역)에서는 부과하지 않고 시, 군에서만 부과하기 때문에 대리변수로 사용할 수 없으므로 단위 지역에서 공통으로 부과하는 재산세를 소득수준의 대리변수로 하였다(조창익 등, 2008).
데이터처리
- 본 연구에서는 242개 시군구 지역의 7,942개 의원에 대한 기술적 통계분석을 통해 일반적 특성 및 정보 공개 전 ․ 후 지역별 항생제 처방률 변화양상을 살펴보았고 정보 공개 전 ․ 후 지역별 항생제 처방률이 실증적으로 차이가 있는지 알아보기 위하여 paired T-test 검정을 시행하였다. 또한, 본 연구의 주된 관심인 정보 공개에 따른 지역별 항생제 처방률 변이에 영향을 미치는 요인을 규명하기 위해 우선 항생제 처방에 영향을 주는 독립변수를 포함하였고, 독립변수 간의 연관성을 파악하기 위해 피어슨 상관 분석을 시행하였다. 사전 분석을 통해 다중공선성의 위험 있는 요인을 제거한 후 세 가지 종속변수에 대하여 다중회귀분석을 하였다.
- 본 연구에서는 242개 시군구 지역의 7,942개 의원에 대한 기술적 통계분석을 통해 일반적 특성 및 정보 공개 전 ․ 후 지역별 항생제 처방률 변화양상을 살펴보았고 정보 공개 전 ․ 후 지역별 항생제 처방률이 실증적으로 차이가 있는지 알아보기 위하여 paired T-test 검정을 시행하였다. 또한, 본 연구의 주된 관심인 정보 공개에 따른 지역별 항생제 처방률 변이에 영향을 미치는 요인을 규명하기 위해 우선 항생제 처방에 영향을 주는 독립변수를 포함하였고, 독립변수 간의 연관성을 파악하기 위해 피어슨 상관 분석을 시행하였다.
- 또한, 본 연구의 주된 관심인 정보 공개에 따른 지역별 항생제 처방률 변이에 영향을 미치는 요인을 규명하기 위해 우선 항생제 처방에 영향을 주는 독립변수를 포함하였고, 독립변수 간의 연관성을 파악하기 위해 피어슨 상관 분석을 시행하였다. 사전 분석을 통해 다중공선성의 위험 있는 요인을 제거한 후 세 가지 종속변수에 대하여 다중회귀분석을 하였다. 자료에 대한 통계분석은 SAS 9.
- 정보 공개에 따른 지역별 항생제 처방률 변이에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위해 다중회귀분석을 실시하기 전에 회귀 진단을 하였다. 잔차 분석에서 표준화 잔차가 정규분포를 따르는지 Q-Q plot을 그려봄으로써 오차의 정규성이 크게 깨어지지 않음을 알 수 있었다.
이론/모형
- 네 번째, 수요자 요인 중 건강 수준의 대리변수로 연령 표준화 사망률을 사용했는데 이는 김윤미 등(2003)의 연구에서 의료서비스 이용의 지역 간 변이를 일으키는 요인 중 수요자 측면에서 지역주민의 건강상태가 중요하고 이에 대한 대리변수로 연령 표준화 사망률을 사용하여 본 연구에서도 사용하였다. 그런데 연령 표준화 사망률은 지역주민의 전체적인 건강수준을 잘 반영할 수 있지만, 급성상기도감염과 연관된 건강문제를 반영하기에 한계점이 있다.
- 본 연구에서는 의사의 진료행태 중 항생제 처방에 영향을 주는 여러 요인과 지역별 정보 공개 효과의 차이에 영향을 주는 요인에 대하여 국내 ․ 외 연구를 고찰하였고, 이러한 연구결과를 바탕으로 항생제 처방에 영향을 일으키는 요인 중 수요자 측면의 환자 관련 변수와 공급자 측면의 변수를 선택하여 사용하였다(Henricson et al, 1998; Majeed and Moser, 1999; 어광수 등, 2000; ; Siddiqi et al, 2002; 박기동, 2003;김남순 등, 2005; 우경숙, 2006; 정광호 등, 2008; 조창익 등, 2008; Jung K, 2010;전대성 등, 2011).
- 수요자 요인 변수는 인구학적 특성에 관한 변수로 지역별 전체 인구 중 9세 이하 인구비율, 65세 이상 인구비율, 남성 인구 비율을 사용하였고, 사회경제적 특성에 관한 변수로 소득수준, 교육수준, 건강수준을 나타내는 대리변수를 사용하였다. 소득수준은 조창익 등(2008)의 연구를 참조하여 본 연구에서도 재산세를 지역별 소득수준의 대리 변수로 사용했다. 해당 지역의 소득수준을 직접 나타내는 자료를 구할 수 없으므로 지역의 경제적 수준과 관련된 자료로「지방세정연감(행정안전부[2007])」을 활용하여 단위 지역(시군구) 주민 1인당 재산세 납부액의 자료를 사용하였다.
성능/효과
- 7개 대도시에서 자치구별로 정보 공개 전ᆞ후 항생제 처방률이 높은 순위에서 낮은 순위로 나열한 결과 항생제 처방률이 높은 자치구는 공개 후 처방률이 감소하였으나 여전히 높은 순위를 차지하였고 항생제 처방률이 낮은 자치구는 낮은 순위를 차지하여 순위의 큰 변화가 없었다(그림 1).
- 0%씩 5개 구간으로 나누어 처방률이 높은 지역을 진하게, 낮은 지역은 연하게 표시하였다. 공개 전에는 강원, 충북, 경남지역에서 항생제 처방률이 높았으나 공개 후에는 항생제 처방률이 대부분 낮아지면서 색깔이 연해졌으며 강원도를 비롯한 일부 지역이 여전히 높은 처방률을 보이고 있음을 알 수 있었다(그림 2).
- 94%p이며, 통계적으로 유의하였다. 그러나 정보 공개 후 급성상기도감염 항생제 처방률은 지역 간뿐만 아니라 지역 내에서 변이가 더 증가하였음을 확인할 수 있었다. 이는 항생제 처방률 공개라는 정책이 전국으로 시행되었어도 지역별로 항생제 처방률이 다르게 변화하고 특히 항생제 처방률이 높은 지역은 대체로 높은 처방률을 유지하고 있어 항생제 내성의 위험에 많이 노출되고 있으므로 지역 간 또는 지역 내 항생제 처방률의 변이를 줄이는 정책이 시급하다.
- 0310), 이는 지역별 인구수 대비 소아청소년과 의원 수가 증가한 지역일수록 정보 공개에 따라 항생제 처방률이 감소하는 경향임을 나타낸다. 그리고 개원한 지 5년 미만인 의원의 비율이 한 단위 증가할 때 공개 후와 전의 항생제 처방률의 차이에서 연평균 항생제 처방률의 증감분을 뺀 값이 0.0708%p 만큼 감소하였으며(p =0.0155), 이는 개원기간이 짧은 의원비율이 증가한 지역일수록 정보 공개에 따라 항생제 처방률이 감소하는 경향임을 나타낸다. 마지막으로 연평균 항생제 처방률의 증감분이 한 단위 증가할 때 공개 후와 전의 항생제 처방률의 차이에서 연평균 항생제 처방률의 증감분을 뺀 값은 1.
- 잔차 분석에서 표준화 잔차가 정규분포를 따르는지 Q-Q plot을 그려봄으로써 오차의 정규성이 크게 깨어지지 않음을 알 수 있었다. 다중공선성을 알아보기 위해 분산확대인자(variance inflation factor)를 구해보았고 65세 이상 인구비율만 14.48이고 이외 모든 독립변수의 VIF 값이 10 이하로 그리 높지 않음을 알 수 있었다. 그러나 65세 이상 인구비율은 선행 연구(박기동, 2003; 정광호 등, 2008; 전대성 등, 2011)에서 항생제 처방에 영향을 미치는 요인 중 하나이므로 다중회귀모형에 포함하여 분석하기로 하였다.
- 따라서 모형 1에서는 지역별 인구수 대비 의사 수가 증가한 지역일수록 공개 전 대비 공개 후 항생제 처방률이 증가하였고, 지역별 인구수 대비 소아청소년과 의원 수가 증가한 지역일수록, 개원한 지 5년 미만인 의원 비율이 증가한 지역일수록, 연평균 항생제 처방률의 증감분(지역별 ’04년과 ’03년의 항생제 처방률 차이와 ’05년과 ’04년의 항생제 처방률 차이의 평균)이 증가한 지역일수록 공개 전보다 공개 후 항생제 처방률이 감소하였으며 통계적으로 유의하였다(표 6).
- 따라서 모형 2에서는 지역별 인구수 대비 의사 수가 증가한 지역일수록, 연평균 항생제 처방률(2003년 ~ 2004년)이 증가한 지역일수록 공개 전 대비 공개 후 항생제 처방률의 변동률이 증가하였고, 지역별 인구수 대비 소아청소년과 의원 수가 증가한 지역일수록 공개 전보다 공개 후 항생제 처방률의 변동률이 감소하였으며 통계적으로 유의 하였다(표 6).
- 따라서 모형 3에서는 지역별 인구수 대비 의사 수가 증가한 지역일수록 공개에 따른 항생제 처방률이 증가경향을 나타내고, 소아청소년과 의원 수가 많은 지역일수록, 개원 기간이 5년 미만인 의원이 많은 지역일수록, 연평균 항생제 처방률의 증감분(변동폭)이 증가한 지역일수록 공개에 따른 항생제 처방률이 감소경향을 나타냈으며 통계적으로 유의하였다(표 6).
- 또한, 2003년과 2004년의 연간 항생제 처방률의 평균은 60.09%이었고, 2003년부터 2005년까지 연평균 항생제 처방률의 증감분(지역별 ’04년과 ’03년의 항생제 처방률 차이와 ’05년과 ’04년의 항생제 처방률 차이의 평균)은 1.07%p인 것으로 나타났다(표 2).
- 98%)로 수련병원이 소재하지 않은 지역이 더 많았다. 또한, 개원한 지 5년 미만인 의원 비율은 평균이 25.52%이고 개원한 지 10년 이상인 의원 비율은 평균이 36.36%로 10년 이상 개원한 의원 비율이 더 높았다. 또한, 의원의 대부분이 민간 의료기관이었으나 국ᆞ공립, 의료법인, 사단법인 등 설립형태가 개인이 아닌 의원도 있었다.
- 또한, 공급자 요인 중 개원한 지 5년 미만인 의원의 비율이 한 단위 증가할 때 공개 전 대비 공개 후 항생제 처방률이 0.0708%p 만큼 감소하였고 통계적으로 유의하였다 (p = 0.0155). 이는 최근에 개원한 의원이 많은 지역일수록 정보 공개 효과가 잘 나타나는 것으로 해석할 수 있다.
- 기존의 항생제 처방률 공개에 따른 효과 연구는 서울시 의원급 의료기관에 한정되었거나(정광호 등, 2008), 전국을 대상으로 하였어도 항생제 처방률 공개 후 실증적으로 감소 효과가 나타났는지, 경제적으로 약제비 절감 효과가 나타났는지에 대하여 연구가 이루어졌다(김윤 등, 2009; 김수경 등, 2010). 또한, 급성상기도감염은 비교적 단순한 일차 의료질환으로서 모든 의원을 단일하게 보았으며 의원의 특성이나 지역적 특성에 따라 공개 효과가 어떻게 달리 나타나는지 비교되지 않았다. 실제로 의료기관의 항생제 처방률이 공개된 효과는 지역별로 상당히 차이가 나타나는 것으로 보도된 바 있다(건강보험심사평가원, 2009; 김성철 등, 2010).
- 또한, 인구 100만 명당 소아청소년과 의원 수가 한 단위 증가할 때 공개 전 대비 공개 후 항생제 처방률의 변동률이 0.1694% 만큼 감소하였고 통계적으로 유의하였다(p = 0.0274). 그리고 2003년부터 2004년까지 연평균 항생제 처방률이 한 단위 증가할 때 공개 전 대비 공개 후 항생제 처방률의 변동률이 0.
- 또한, 인구 100만 명당 소아청소년과 의원 수가 한 단위 증가할 때 공개 전 대비 공개 후 항생제 처방률이 0.0904%p 만큼 감소하였고(p = 0.0310), 이는 소아청소년과 의원이 급성상기도감염이 많이 발생하는 유 ․ 소아 환자를 주로 진료하므로 다른 표시과목에 비해 정보 공개로 항생제 처방률 감소 효과가 잘 나타나는 것으로 해석할 수 있다.
- 이는 지역별 인구수 대비 의사 수가 많은 지역일수록 정보 공개에 따라 항생제 처방률이 증가하는 경향임을 나타낸다. 또한, 인구 100만 명당 소아청소년과 의원 수가 한 단위 증가할 때 공개 후와 전의 항생제 처방률의 차이에서 연평균 항생제 처방률의 증감분을 뺀 값이 0.0904%p 만큼 감소하였고(p = 0.0310), 이는 지역별 인구수 대비 소아청소년과 의원 수가 증가한 지역일수록 정보 공개에 따라 항생제 처방률이 감소하는 경향임을 나타낸다. 그리고 개원한 지 5년 미만인 의원의 비율이 한 단위 증가할 때 공개 후와 전의 항생제 처방률의 차이에서 연평균 항생제 처방률의 증감분을 뺀 값이 0.
- 또한, 정보 공개 전 연평균 항생제 처방률의 증감분이 높은 지역은 평가시행과 결과 제공만으로 항생제 처방률의 변화가 있었던 지역으로서 정보 공개 후에도 처방률 감소 효과가 나타남을 알 수 있었다. 따라서 정보 공개 후 항생제 처방률의 변화가 적은 지역에 대해 정보 공개 방식을 달리하거나 다른 관리정책이 필요하다.
- 78%)로 가장 많았으나 각 지역에 속한 의원 수는 대도시에 집중되어 있음을 알 수 있었다. 또한, 지역별 급성상기도감염 환자 수를 보면 인구 백 명당 환자 수가 37.33명인 것으로 나타났다(표 2).
- 마지막으로 연평균 항생제 처방률의 증감분(’04년과 ’03년 항생제 처방률의 차이와 ’05년과 ’04년 항생제 처방률의 차이 평균)이 한 단위 증가할 때 공개 전 대비 공개 후 항생제 처방률이 0.4513%p 만큼 감소하였고 통계적으로 유의하였다(p < .0001).
- 마지막으로 연평균 항생제 처방률의 증감분이 한 단위 증가할 때 공개 후와 전의 항생제 처방률의 차이에서 연평균 항생제 처방률의 증감분을 뺀 값은 1.4513%p 만큼 감소하였다(p < .0001).
- 모형 1의 회귀분석 결과 인구 10만 명당 의사 수가 한 단위 증가할 때 공개 전 대비 공개 후 항생제 처방률은 0.3225%p만큼 증가하였고 통계적으로 유의하였다(p =0.0303). 이는 인구 10만 명당 의사 수가 많은 지역일수록 항생제가 감기를 빨리 치료하는 데 도움이 된다고 믿고 소비자가 오히려 항생제 처방률이 높은 기관을 찾아갈 수도 있고, 의료공급자도 환자유치 및 진료 수입을 늘리기 위해 공개 전보다 항생제 처방을 더 증가시켰을 수도 있다.
- 모형 2의 종속변수는 공개 후와 전의 항생제 처방률 차이를 연평균 항생제 처방률(’03년과 ’04년의 항생제 처방률 평균)로 나눈 백분율(즉 변동률)로 하였고 R2 은 24.54%로 모형 1보다 설명력이 더 증가하였다.
- 모형 2의 회귀분석 결과 공급자 요인 중 인구 10만 명당 의사 수가 한 단위 증가할 때 공개 전 대비 공개 후 항생제 처방률의 변동률이 0.6881% 만큼 증가하였고 통계적으로 유의하였다(p = 0.0118). 이는 지역별 인구수 대비 의사 수가 많은 지역일수록 정보 공개에 따른 감소 효과는 나타나지 않고 공개 후 항생제 처방률이 증가하는 경향을 보이고 있어 이러한 지역을 대상으로 한 관리 방안이 필요한 것으로 생각한다.
- 모형 3의 종속변수는 공개 후와 전의 항생제 처방률 차이에서 연평균 항생제 처방률의 증감분(지역별 ’04년과 ’03년의 항생제 처방률 차이와 ’05년과 ’04년의 항생제 처방률 차이의 평균, 즉 변동폭)을 뺀 값으로 하였고 R2 은 55.03%로 세 가지 모형 중 가장 설명력이 높았다.
- 모형 3의 회귀분석 결과 공급자 요인 중 인구 10만 명당 의사 수가 한 단위 증가할 때 공개 후와 전의 항생제 처방률의 차이에서 연평균 항생제 처방률의 증감분을 뺀 값이 0.3225%p 만큼 증가하였다(p = 0.0303). 이는 지역별 인구수 대비 의사 수가 많은 지역일수록 정보 공개에 따라 항생제 처방률이 증가하는 경향임을 나타낸다.
- 본 연구의 연구 자료와 방법 및 연구결과에 대한 한계점으로는 첫째, 항생제 처방률에 영향을 미치는 환자 개개인의 특성을 고려한 개별 환자 수준, 개별 의료기관의 특성을 고려한 의원수준과 자치구별 지역수준이라는 다 수준 모형(Multi-level Model)으로 분석이 필요하다. 본 연구에서는 자료 접근의 한계성 때문에 환자 개개인의 미시적인 자료에 근거하지 않았고 해당 지역사회의 평균적인 수준의 현황자료를 활용하였기 때문에 수요자 측면의 요인에서 통계적으로 유의한 변수가 없었다. 다 수준 분석을 한다면 항생제 정보 공개가 소비자인 환자 측면에 어떤 영향을 미쳤는지 분석할 수 있을 것이다.
- 연구대상의 일반적 특성 중 지역의 수요자 요인으로 9세 이하 인구비율은 10.30%이고, 65세 이상 인구비율은 13.22%인 것으로 나타났다. 지역의 소득수준을 반영하는 1인당 재산세 납부액은 평균이 55,160원이고 교육수준을 나타내는 전문대 이상 가구주의 비율은 평균이 27.
- 0001). 이러한 결과는 정보 공개하기 전 단계 즉, 항생제 처방 수준을 평가하고 그 결과를 제공하는 것만으로 항생제 처방률이 변화한 지역은 정보 공개 후에도 항생제 처방률이 감소하는 효과가 나타남을 알 수 있었다. 즉, 연평균 항생제 처방률 증감분(변동폭)이 큰 지역은 평가시행, 정보 공개 등 정부 정책에 잘 반응하고 항생제 처방행태를 개선하기 위한 노력을 기울이는 것으로 추정된다.
- 이상과 같이 세 가지 다중회귀 분석모형의 최종 결과를 정리하면 정보 공개에 따른 지역별 항생제 처방률 변이에 영향을 미치는 요인은 지역별 인구수 대비 의사 수, 소아청소년과 의원 수, 개원한 지 5년 미만인 의원의 비율, 연평균 항생제 처방률, 연평균 항생제 처방률의 증감분인 것으로 요약할 수 있다.
- 정보 공개에 따른 지역별 항생제 처방률 변이에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위해 다중회귀분석을 실시하기 전에 회귀 진단을 하였다. 잔차 분석에서 표준화 잔차가 정규분포를 따르는지 Q-Q plot을 그려봄으로써 오차의 정규성이 크게 깨어지지 않음을 알 수 있었다. 다중공선성을 알아보기 위해 분산확대인자(variance inflation factor)를 구해보았고 65세 이상 인구비율만 14.
- 정보 공개 전ᆞ후 지역별 항생제 처방률이 실증적으로 차이가 있는지 알아보기 위하여 paired T test 검정을 시행한 결과 쌍을 이룬 급성상기도감염 항생제 처방률의 공개 전과 공개 후 항생제 처방률의 평균 차이는 10.94%p이었으며, 유의확률이 0.0001 미만이므로 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 분석되었다.
- 정보 공개 후 지역별 급성상기도감염의 항생제 처방률 변화양상을 살펴보면 공개 전 1년(’05년 1분기~’05년 4분기)에 비해 공개 후 1년(’06년 2분기~’07년 1분기) 동안 항생제 처방률의 평균 및 중위수는 감소하였으나 지역 간 변이의 크기를 나타내는 CV(변동계수)와 EQ(최대 최소 비)는 더 증가하였다(표 3).
- 지역별 급성상기도감염 항생제 처방률은 공개 전보다 공개 후 대부분에서 감소하였고, 실증적으로 차이가 있는지 알아보기 위해 paired T test 검정을 한 결과 항생제 처방률의 평균 차이는 10.94%p이며, 통계적으로 유의하였다. 그러나 정보 공개 후 급성상기도감염 항생제 처방률은 지역 간뿐만 아니라 지역 내에서 변이가 더 증가하였음을 확인할 수 있었다.
- 지역별 인구수 대비 의사 수가 많은 지역일수록, 연평균 항생제 처방률(2003년 ~ 2004년)이 높은 지역일수록 공개 후 항생제 처방률이 공개 전에 비해 증가하였고, 지역별 인구수 대비 소아청소년과 의원수가 많은 지역일수록, 개원 5년 미만인 의원 비율이 높은 지역일수록, 연평균 항생제 처방률의 증감분(지역별 ’04년과 ’03년의 항생제 처방률 차이와 ’05년과 ’04년의 항생제 처방률 차이의 평균)이 큰 지역일수록 공개 후 항생제 처방률이 공개 전보다 감소하는 경향을 나타냈다.
- 지역의 공급자 요인으로 인구 10만 명당 병상 수 및 의사 수는 최대와 최소의 차이가 큰 것으로 나타나 의료자원의 공급이 지역별로 편차가 큼을 알 수 있었다. 또한, 인구 100만 명당 4개 표시과목별 의원 수를 보면 내과 의원 수가 가장 많았다.
- 46%였다. 지역의 도시화 정도를 보면 전체 242개 시군구 중 중소도시가 89개(36.78%)로 가장 많았으나 각 지역에 속한 의원 수는 대도시에 집중되어 있음을 알 수 있었다. 또한, 지역별 급성상기도감염 환자 수를 보면 인구 백 명당 환자 수가 37.
후속연구
- 그러나 우리나라에서 항생제 처방률 공개라는 정책이 전국적으로 시행되었기 때문에 정보 공개라는 정책 개입이 전혀 없는 대상상병이나 지역의 선정이 어려운 실정이다. 그러므로 상병이나 지역을 대상으로 대조군을 설정하기보다는 항생제 처방률과 같이 평가를 시행하고 정보 공개가 되는 항목과 소화기관용약 처방률과 같이 평가는 시행하지만 정보 공개가 되지 않는 항목을 대조군으로 한다면 정보 공개가 약제 처방률 변화에 어떤 영향을 주는지 알아볼 수 있을 것이다.
- 본 연구에서는 자료 접근의 한계성 때문에 환자 개개인의 미시적인 자료에 근거하지 않았고 해당 지역사회의 평균적인 수준의 현황자료를 활용하였기 때문에 수요자 측면의 요인에서 통계적으로 유의한 변수가 없었다. 다 수준 분석을 한다면 항생제 정보 공개가 소비자인 환자 측면에 어떤 영향을 미쳤는지 분석할 수 있을 것이다.
- 다섯 번째, 본 연구는 건강보험 전산 청구 자료를 이용해서 분석하였고 급성상기도감염이 주 상병(제1상병)으로 기재된 건만을 연구대상에 포함되었기 때문에 부 상병(제2상병 이하)으로 기재되었으나 실제로 급성상기도감염인 사례가 있어 제외되는 한계점이 있다. 또한, 건강보험 전산 청구 자료에 기재되어 있는 질병 코드가 정확하고 신뢰할 수 있는가 하는 문제점이 존재한다.
- 예를 들면, 소비자가 의료기관 선택 시 공개된 정보를 활용하였는지, 소비자들은 진료받는 동안 항생제 처방과 관련하여 충분한 정보를 받았는지, 공급자는 항생제 처방률 공개 사실을 인지하고 있었는지, 실제로 항생제 처방률을 줄였는지 등 구체적인 질문을 통해 경로 파악이 필요하다(전대성 등, 2011). 또한, 정보 공개가 소비자와 의료공급자 사이에 어떤 상호작용을 하는지 추가 연구가 필요하다.
- 마지막으로 항생제 처방 공개하는 정책수단이 소비자와 의료공급자에게 어떤 영향을 주고, 어떤 경로를 거쳐 항생제 처방률 감소로 나타났는지 추가 연구가 필요하다. 예를 들면, 소비자가 의료기관 선택 시 공개된 정보를 활용하였는지, 소비자들은 진료받는 동안 항생제 처방과 관련하여 충분한 정보를 받았는지, 공급자는 항생제 처방률 공개 사실을 인지하고 있었는지, 실제로 항생제 처방률을 줄였는지 등 구체적인 질문을 통해 경로 파악이 필요하다(전대성 등, 2011).
- 본 연구의 연구 자료와 방법 및 연구결과에 대한 한계점으로는 첫째, 항생제 처방률에 영향을 미치는 환자 개개인의 특성을 고려한 개별 환자 수준, 개별 의료기관의 특성을 고려한 의원수준과 자치구별 지역수준이라는 다 수준 모형(Multi-level Model)으로 분석이 필요하다. 본 연구에서는 자료 접근의 한계성 때문에 환자 개개인의 미시적인 자료에 근거하지 않았고 해당 지역사회의 평균적인 수준의 현황자료를 활용하였기 때문에 수요자 측면의 요인에서 통계적으로 유의한 변수가 없었다.
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