[논문]의료보장성이 주관적 건강상태의 변화에 미치는 영향: 차상위계층과 상위중산층 비교

김진현

doi:10.4332/kjhpa.2016.26.4.390

문제 정의

따라서 본 연구의 목적은 의료보장성 수준의 차이가 주관적 건강상태의 종단적 변화에 미치는 영향을 전반적으로 살펴보는 것이고 구체적인 연구가 설은 아래와 같다.
마지막으로 의료보장성 수준과 건강상태의 종단적 변화가 소득을 기준으로 차상위계층과 상위중산층 사이에 어떠한 차이가 있는지를 살펴보고자 한다. 기존의 연구들은 빈곤층과 비빈곤층 사이의 의료서비스 이용에서의 불평등과 그로 인한 건강상태의 차이에 초점을 두었다[15,26].
본 연구는 의료보장성 수준을 생활비 대비 의료비 지출부담 정도와 미충족 의료의 경험 여부로 구분하여 주관적 건강상태의 변화에 미치는 영향을 종단적(2009-2012년)으로 살펴보았다. 2009년부터 2012년까지의 주관적 건강상태는 초기값(health intercept)과 기울기(health slope)로서 종단적 변화를 보여주고 있다.
본 연구는 의료보장성 수준을 의료비 지출부담 정도와 미충족 의료의 개념으로 살펴보고, 의료보장성 수준의 차이가 개인의 주관적 건강상태에 미치는 종단적 영향을 잠재성장곡선모형을 통해서 살펴보았다. 더불어 의료보장의 사각지대에 놓일 수 있는 취약계층인 차상위계층과 상대적으로 의료보장성 수혜 수준이 놓은 상위중산층의 비교를 통해서 의료보장성 수준과 건강과의 관계를 살펴보았다.
본 연구는 의료보장성 수준의 차이가 단순히 재정적 차원이 아닌 개인의 건강상태의 변화에 어떠한 영향을 미치는지를 종단적으로 살펴보았다. 특히 차상위계층과 상위중산층과의 비교를 통해서 의료보장성 수준의 차이가 소득수준이 다른 두 집단의 건강상태에 어떠한 차별적 영향을 미치는지를 살펴봤다는 점에서 연구의 의의가 있다.
그리고 연구에 사용된 이차자료의 제약으로 인해 종속변수인 주관적 건강상태만을 시간의 흐름에 따라 변하는 가변변수로 처리하였고, 시간의 흐름에 따른 의료보장성 수준의 변화를 연구모형에 반영하지 못한 한계가 있다. 이 부분은 추후 새로운 종단자료를 활용하여 의료보장성 수준의 변화가 건강에 미칠 수 있는 영향을 종단적으로 분석하고자 한다. 이러한 한계에도 불구하고 본 연구는 차상위계층과 상위중산층 비교에서 의료보장성 수준의 차이가 건강상태의 변화에 미치는 영향을 분석함으로써 국민 특히 차상위계층과 같은 의료의 사각지대에 놓일 위험이 있는 대상자의 건강에 대한 국가 및 사회의 책임을 다시 한번 강조했다는 데 의의가 있다.
이 부분은 추후 새로운 종단자료를 활용하여 의료보장성 수준의 변화가 건강에 미칠 수 있는 영향을 종단적으로 분석하고자 한다. 이러한 한계에도 불구하고 본 연구는 차상위계층과 상위중산층 비교에서 의료보장성 수준의 차이가 건강상태의 변화에 미치는 영향을 분석함으로써 국민 특히 차상위계층과 같은 의료의 사각지대에 놓일 위험이 있는 대상자의 건강에 대한 국가 및 사회의 책임을 다시 한번 강조했다는 데 의의가 있다.
의료보장성 수준의 차이가 실제 건강상태의 변화에 어떠한 영향을 미치는지를 실증적으로 분석한 연구는 매우 부족한 실정이다. 특히 생애주기 관점(life course perspective)을 토대로 시간의 흐름에 따른 의료보장성 수준의 차이가 주관적 건강상태의 변화에 어떠한 영향을 미치는지를 종단적으로 살펴본 연구는 살펴보기 힘들었다. 생애주기 관점은 개인의 신체적 그리고 심리적 건강상태가 생애주기를 통해서 어떠한 형태로 변화하는지에 관심을 가지고 있다[25].
본 연구는 의료보장성 수준의 차이가 단순히 재정적 차원이 아닌 개인의 건강상태의 변화에 어떠한 영향을 미치는지를 종단적으로 살펴보았다. 특히 차상위계층과 상위중산층과의 비교를 통해서 의료보장성 수준의 차이가 소득수준이 다른 두 집단의 건강상태에 어떠한 차별적 영향을 미치는지를 살펴봤다는 점에서 연구의 의의가 있다. 분석결과를 토대로 본 연구의 가설을 구체적으로 검증해보면 다음과 같다.

가설 설정

첫째, 주관적 건강상태는 시간의 흐름에 따라 유의미하게 변할 것이다. 둘째, 의료보장성 수준의 차이는 주관적 건강상태의 변화에 유의미한 영향을 미칠 것이다. 셋째, 의료보장성 수준과 주관적 건강상태의 종단적 관계는 차상위계층과 상위중산층 사이에 유의미한 차이가 있을 것이다.
첫째, 주관적 건강상태는 시간의 흐름에 따라 유의미하게 변할 것이다. 둘째, 의료보장성 수준의 차이는 주관적 건강상태의 변화에 유의미한 영향을 미칠 것이다.

제안 방법

다음으로 의료보장성 수준의 차이가 주관적 건강상태 사이에 미치는 관계에서 의료보장의 사각지대에 놓여있는 차상위계층과 상대적으로 소득수준이 높은 상위중산층 사이에 어떠한 차이가 있는지를 구조방정식의 다중집단분석기법을 활용하여 분석하였다. 다중집단분석은 의료보장성 수준과 주관적 건강상태 사이의 관계가 차상위계층과 상위중산층에 따라 다르다는 비제약모델(unconstrained model)과 이들의 관계가 두 집단에 차이가 없다는 등가제약모델(equality constrained model)의 차이를 카이제곱 차이검증을 실시하여 살펴보았다.
2009년부터 2012년까지의 주관적 건강상태는 초기값(health intercept)과 기울기(health slope)로서 종단적 변화를 보여주고 있다. 다음으로 의료보장성 수준의 차이가 주관적 건강상태에 미치는 영향이 차상위계층과 상위중산층 사이에 어떠한 차이가 있는지를 다중집단 비교분석을 통해서 살펴보았다. 이상의 내용을 바탕으로 설정한 연구모형은 Figure 1과 같다.
본 연구는 의료보장성 수준을 의료비 지출부담 정도와 미충족 의료의 개념으로 살펴보고, 의료보장성 수준의 차이가 개인의 주관적 건강상태에 미치는 종단적 영향을 잠재성장곡선모형을 통해서 살펴보았다. 더불어 의료보장의 사각지대에 놓일 수 있는 취약계층인 차상위계층과 상대적으로 의료보장성 수혜 수준이 놓은 상위중산층의 비교를 통해서 의료보장성 수준과 건강과의 관계를 살펴보았다. 의료비 지출부담은 특히 차상위계층에게 보다 큰 영향을 미칠 수 있고, 미충족 의료의 경험 역시 차상위계층에게 보다 큰 영향을 미치는 것으로 나타나 차상위계층을 위한 의료보장의 사각지대의 해소가 중요함을 알 수 있었다.
둘째는, 미충족 의료이다. 미충족 의료는 필요한 의료서비스를 높은 의료비용, 부적절한 정보, 낮은 의료의 질 등으로 적절히 받지 못하는 것을 의미하는데[10], 본 연구에서는 필요한 의료서비스를 받지 못한 적이 1회 이상인 경우는 1, 받지 못한 적이 없는 경우는 0으로 코딩하여 분석에 활용하였다.
본 연구에서 사용된 종속변수는 개인의 일반적인 건강상태를 잘 대변해줄 수 있는 주관적 건강상태이다. 주관적 건강상태는 개인이 주관적으로 느끼는 건강상태에 대한 인식으로 질병이나 사망률의 타당한 지표로 많이 활용되고 있다[27].
차상위계층은 최저생계비 120% 수준에 있거나 넓게는 중위소득 이하 상대적 빈곤을 경험하는 대상으로 최저생계비 기준으로 인해 의료급여를 통한 의료보호를 받지 못하는 대상으로 정의하였다[8,19]. 본 연구에서는 소득 5분위를 기준으로 소득 하위 1, 2분위에 있으면서 의료급여를 받는 기초생활수급 빈곤층을 제외한 대상자를 차상위계층으로 분류하였고, 이에 대한 대조그룹으로 소득 4, 5분위에 있는 대상을 상위중산층으로 정하였다. 소득 3분위의 경우 차상위계층과 중위소득집단이 혼재되어 있어 분석의 명료성을 위해서 다중집단비교에서는 배제하였다.
본 연구에서는 연구대상자의 건강상태에 영향을 미칠 수 있는 기본적인 인구사회학적 변수들(성별, 연령, 혼인 여부, 교육수준, 만성질활 유무, 민간보험 가입 여부)을 통제변수로 설정하였다. 성별, 혼인 여부, 만성질환 유무, 민간보험 가입 여부는 이분형 변수로 취급하여 0과 1로 코딩하였다.
본 연구에서는 연구대상자의 건강상태에 영향을 미칠 수 있는 기본적인 인구사회학적 변수들(성별, 연령, 혼인 여부, 교육수준, 만성질활 유무, 민간보험 가입 여부)을 통제변수로 설정하였다. 성별, 혼인 여부, 만성질환 유무, 민간보험 가입 여부는 이분형 변수로 취급하여 0과 1로 코딩하였다. 연령 및 교육수준은 연속형 변수로 활용하였고, 숫자가 클수록 연령 및 교육수준이 높다는 것을 의미한다.
셋째, 표에 제시되지는 않았지만 차상위계층과 상위중산층의 차이가 주관적 건강상태의 초기값과 변화율의 평균과 분산에 유의미한 차이를 유발하는지를 조절효과분석을 통하여 살펴보았다. 우선 의료보장성 수준을 통제한 상태에서 주관적 건강상태의 초기값과 변화율의 평균에서 차상위계층과 상위중산층에 따라 다르다는 비제약모델의 카이제곱값은 113 (df=50)으로 나타났고, 이 두 값이 두 집단에서 차이가 없다는 등가제약모델에서의 카이제곱값은 114.
시간적 흐름에 따른 주관적 건강상태의 변화를 살펴보기 위하여 무조건부 잠재성장곡선모형 분석을 실시하였다. 무조건부 잠재성장 곡선모형은 외부적 요인의 영향을 배제하였을 때 주관적 건강상태가 시간의 흐름에 따라 어떠한 변화를 나타내는지를 보여준다.
의료보장성 수준이 주관적 건강상태의 변화에 미치는 영향을 분석하기 위하여 의료보장성 관련 변인과 통제변인이 포함된 조건부 잠재성장곡선모형 분석을 실시하였다. 우선 조건부 잠재성장곡선모형의 전반적인 모델적합도는 χ²(25)=99.
본 연구에서 의료보장성이란 개념은 엄밀하게 의료보장성의 수혜 수준을 의미하는 것으로 다음의 2가지 측면에서 조사되었다. 첫째는, Kim과 Heo [19]의 연구를 토대로 가구 월 평균 생활비 대비 월 평균 가구의료비 지출정도를 의료보장성 수준의 지표로 살펴보았다. Jeong [6]의 주장대로 국민 의료비 중에서 국가 혹은 사회가 지불하는 정도로 의료보장성 수준을 살펴볼 수도 있지만 이차자료의 특성상 관련 정보를 정확히 파악하기 어려운 관계로 대신 가구의 의료비부담 수준을 토대로 의료보장성의 수준을 살펴보았다.
주관적 건강상태는 개인이 주관적으로 느끼는 건강상태에 대한 인식으로 질병이나 사망률의 타당한 지표로 많이 활용되고 있다[27]. 한국의료패널에서는 주관적 건강상태를 5점 척도, 100점 척도, 혹은 동년배와 비교한 건강상태의 형태로 측정하고 있는데, 본 연구에서는 2009년부터 2012년까지 주관적 건강상태의 변화를 가장 잘 살필 수 있는 100점 척도를 활용하였다. 이 척도는 연구대상자가 현재 자신의 건강상태를 0 (가장 나쁜 상태)에서 100 (가장 좋은 상태) 범위 안에서 자유롭게 점수를 지정할 수 있고, 점수가 100점에 가까울수록 좋은 건강상태를 의미한다.

대상 데이터

본 연구는 이차자료인 한국의료패널 2009년에서 2012년까지의 자료를 활용하였다. 한국의료패널자료는 2005년 인구주택 총 조사 90% 전수자료를 표본틀(sampling frame)로 하여 16개 광역시·도, 동부 및 읍·면부를 층화변수로 하여 2단계 확률비례 층화집락추출 기법을 통하여 수집되었다.
원 표본은 2008년 최초 조사 당시 7,866가구 24,616명이었으나 조사과정 중에 중도탈락으로 인하여 2012년 기준으로 5,856가구 17,417명으로 축소되었다. 본 연구의 대상자는 2009년도부터 시작된 부가조사에 응답한 18세 이상 성인가구원 13,821명 가운데 본 연구의 주요 독립변수인 의료비 지출수준과 미충족 의료, 그리고 종속변수인 주관적 건강상태(2010-2012년)의 추적조사에 성실히 응답한 3,687명을 대상으로 하였다(Figure 2).

데이터처리

다음으로 의료보장성 수준의 차이가 주관적 건강상태 사이에 미치는 관계에서 의료보장의 사각지대에 놓여있는 차상위계층과 상대적으로 소득수준이 높은 상위중산층 사이에 어떠한 차이가 있는지를 구조방정식의 다중집단분석기법을 활용하여 분석하였다. 다중집단분석은 의료보장성 수준과 주관적 건강상태 사이의 관계가 차상위계층과 상위중산층에 따라 다르다는 비제약모델(unconstrained model)과 이들의 관계가 두 집단에 차이가 없다는 등가제약모델(equality constrained model)의 차이를 카이제곱 차이검증을 실시하여 살펴보았다. 여기서 카이제곱값이 통계적으로 유의하다면 차상위계층과 상위중산층 사이의 차이는 조절효과를 가지는 것으로 판단할 수 있다.

이론/모형

본 연구는 의료보장성 수준의 차이가 시간의 흐름에 따라 주관적 건강상태에 어떠한 영향을 미치는지를 종단적으로 분석하기 위하여 잠재성장곡선모형(latent growth curve model) 분석방법을 사용하였다. 잠재성장곡선모형에서는 독립변수(의료보장성 수준)에 영향을 받는 종속변수인 주관적 건강상태를 시간가변변수(time-varing variable)로 처리하여 주관적 건강상태의 초기값과 변화율을 분석할 수 있다는 장점이 있다.
여기서 카이제곱값이 통계적으로 유의하다면 차상위계층과 상위중산층 사이의 차이는 조절효과를 가지는 것으로 판단할 수 있다. 본 연구의 결측치 처리 및 종단분석은 LISREL 소프트웨어 ver. 9.2 (Scientific Software International, Lincolnwood, IL, USA)의 다중대체기법인 Markov chain Monte Carlo와 잠재성장곡선모형 분석을 사용하여 실시하였다.

성능/효과

첫째, 연구대상자의 주관적 건강상태는 시간의 흐름에 따라 평균 점수가 유의미하게 낮게 나타나는데, 이는 시간의 경과에 따라 주관적 건강상태를 점점 좋지 않다고 인식하는 것을 의미하는 것으로 첫 번째 가설을 지지하고 있다. 다만 주관적 건강상태의 초기값과 기울기의 분산이 통계적으로 유의미하게 나타나 주관적 건강상태에 있어서 연구대상자 개인 간의 설명되지 않은 변이가 크다는 것을 알 수 있었다.
민간의료보험가입 여부는 주관적 건강상태의 초기값과 변화율 모두에 유의미한 영향을 미치고 있다. 다시 말해 민간의료보험에 가입한 초기의 주관적 건강상태는 좋은 것으로 나타났으나 시간의 흐름에 따른 주관적 건강상태의 변화는 빠르게 감소하는 것으로 나타나 민간의료보험의 가입이 주관적 건강상태의 감소를 완화시키는 역할은 크지 않다는 것을 알 수 있다. 본연구의 기술통계에서 보았듯이 전체 대상자의 70% 이상이 민간의료보험에 가입되어있는 것으로 나타났다.
다음으로 Table 3의 분석결과를 살펴보면 독립변수 가운데서는 생활비 대비 의료비 지출수준(β=-10.84, p<0.001)이 높고, 미충족 의료(β=-5.65, p<0.001)를 경험한 경우 주관적 건강상태의 초기값이 낮게 나타나 건강상태를 나쁘게 인식한다는 것을 알 수 있었다.
다음으로 주관적 건강상태의 초기값과 변화율의 분산에서 등가제약모델의 카이제곱값은 122.77 (df=52)로 비제약모델과는 통계적으로 유의미한 차이가 나는 것으로 보여주었다(∆χ²=9.77, df=2, p<0.05).
두 번째 가설인 의료보장성 수준의 차이는 주관적 건강상태의 변화에 유의미한 영향을 미칠 것이다는 본 연구의 분석결과를 통해서는 부분적으로 지지되는 것으로 나타났다. 독립변수인 의료비 부담 수준과 미충족 의료경험 여부는 주관적 건강상태의 초기값과 유의미한 관계를 보이는데 이는 생활비 대비 의료비 지출수준이 높고 미충족 의료를 경험할수록 주관적 건강상태가 좋지 못하다는 것을 의미한다.
001). 둘째, 건강상태의 초기값과 기울기의 분산이 통계적으로 유의미한데, 이는 연구대상자의 주관적 건강상태의 초기값과 기울기에 있어 대상자 개개인 간의 유의미한 변이(variation)가 있기 때문인 것으로 생각된다. 마지막으로 건강상태의 초기값과 기울기의 공분산이 유의미한 부적관계를 보여주는데, 이는 건강상태의 초기값의 평균이 높을수록 시간의 흐름에 따라 평균 점수가 빠르게 낮아지는 경향(β=-6.
둘째, 주관적 건강상태의 변화율에 영향을 미치는 요인을 살펴보면 독립변수 가운데서는 미충족 의료만이 차상위계층과 상위중산층의 주관적 건강상태의 변화를 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다. 이는 소득수준에 따른 집단유형과 상관없이 미충족 의료를 경험한 사람들의 주관적 건강상태가 시간의 흐름에 따라 천천히 감소한다는 것을 의미한다.
마지막으로 건강상태의 초기값과 기울기의 공분산이 유의미한 부적관계를 보여주는데, 이는 건강상태의 초기값의 평균이 높을수록 시간의 흐름에 따라 평균 점수가 빠르게 낮아지는 경향(β=-6.08, p<0.001)으로 나타남을 의미한다.
마지막으로 본 연구의 종속변수에 해당하는 주관적 건강상태를 2009년에서 2012년까지의 패널자료로 살펴보면 총 100점을 기준으로 평균 70점 정도로 자신의 건강이 좋다고 인식하나 시간의 경과함에 따라 주관적 건강상태를 좀 더 부정적으로 인식하는 경향을 볼 수 있다(Table 1).
마지막으로 의료보장성 수준을 통계적으로 통제한 상태에서 주관적 건강상태의 초기값과 기울기의 평균과 분산에 차상위계층과 상위중산층의 차이가 조절효과를 가지는지를 분석해본 결과 두 집단 간 차이가 주관적 건강상태의 초기값과 변화율의 분산에만 유의미한 조절효과를 가지는 것으로 나타났다. 이는 주관적 건강상태의 초기값과 변화율의 설명되지 않은 분산에 집단의 차이가 유의미한 영향을 미칠 수 있음을 의미한다.
005). 마지막으로 조건부 잠재성장곡선모형은 주관적 건강상태 초기값 분산의 29.1%를 설명하고, 기울기값 분산의 11.3%를 설명하는 것으로 나타났다.
이는 소득수준이 낮고 의료보장제도의 보장성 수준이 낮을수록 과부담 의료비 지출이 높을 수 있음을 보여주는 것이다. 미충족 의료경험에 있어서도 사회경제적 지위가 유의미한 영향을 미쳤는데 의료급여 차상위가구가 미충족 의료경험 비율이 가장 높았고, 그 다음으로 의료급여 빈곤가구, 건강보험 빈곤가구, 건강보험 일반가구 순으로 나타났다. 이는 소득수준이 낮고 의료보장의 혜택이 상대적으로 적은 차상위계층의 의료보장성이 낮기 때문으로 해석된다.
첫째, 주관적 건강상태의 초기값에 영향을 미치는 독립변수의 영향을 살펴보면 차상위계층에서만 생활비 대비 의료비수준이 높을수록 주관적 건강상태가 열악한 것으로 나타났다. 미충족 의료의 경우 양 집단 모두에서 주관적 건강상태에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 통제변수 가운데서는 교육 수준과 만성질환 여부가 양쪽 집단 모두에서 주관적 건강상태의 초기값을 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다.
미충족 의료의 경우는 차상위계층과 상위중산층 모두에게 유의미한 영향을 미쳐 소득수준에 상관없이 미충족 의료의 경험은 주관적 건강상태에 부정적 영향을 끼친다는 것을 알 수 있었다. 하지만 미충족 의료의 경험이 차상위계층에 좀 더 큰 영향력을 지니는 것으로 나타났는데, 이는 건강보험 일반가구에 비해 차상위가구가 미충족 의료를 실제적으로 경험할 확률이 높다는 Kim과 Heo [19]의 연구에서 그 근거를 찾아 볼 수 있다.
통제변수를 살펴보면 남성보다는 여성이 그리고 만성질환을 가지고 있을수록 초기 주관적 건강상태가 낮은 것으로 나타났다. 반면 교육수준이 높고 민간보험에 가입되어 있으며 혼인상태에 있는 대상자들의 초기 주관적 건강상태가 그렇지 못한 사람들보다 좋은 것으로 나타났다. 통제변수들 가운데 주관적 건강상태의 변화율에 영향을 미치는 요인은 연령과 민간보험 가입 여부뿐인데 연령의 경우 연령이 증가할수록 주관적 건강상태는 빠르게 감소한다는 것을 알 수 있다(β=-0.
다시 말해 민간의료보험에 가입한 초기의 주관적 건강상태는 좋은 것으로 나타났으나 시간의 흐름에 따른 주관적 건강상태의 변화는 빠르게 감소하는 것으로 나타나 민간의료보험의 가입이 주관적 건강상태의 감소를 완화시키는 역할은 크지 않다는 것을 알 수 있다. 본연구의 기술통계에서 보았듯이 전체 대상자의 70% 이상이 민간의료보험에 가입되어있는 것으로 나타났다. 민간의료보험의 가입이 개인의 자유라고 인식할 수도 있으나 왜 가입하는지 그 이면을 살펴보면 부실한 공공의료의 보장성이라는 비자발적 이유가 존재하고 있다.
세 번째 의료보장성 수준과 주관적 건강상태의 변화 사이의 관계는 차상위계층과 상위중산층 사이에 유의미한 차이가 있을 것이 다라는 가설 역시 분석결과를 통해서 부분적으로 지지되었다. 독립변수 가운데 의료비부담 수준은 차상위계층에는 유의미한 영향을 미쳤으나 소득 상위중산층에게는 유의미한 영향을 미치지는 못하였다.
둘째, 의료보장성 수준의 차이는 주관적 건강상태의 변화에 유의미한 영향을 미칠 것이다. 셋째, 의료보장성 수준과 주관적 건강상태의 종단적 관계는 차상위계층과 상위중산층 사이에 유의미한 차이가 있을 것이다.
연구대상자의 일반적 특성을 살펴보면 전체 대상자 가운데 77.1%는 남성이고 22.9%는 여성으로 나타나 남성이 과반수를 차지하는 것으로 나타났다. 연령의 경우 24세부터 89세까지로 근로 가능 세대부터 노인세대까지 포괄하고 있으며 평균 나이는 56세 정도로 나타났다.
셋째, 표에 제시되지는 않았지만 차상위계층과 상위중산층의 차이가 주관적 건강상태의 초기값과 변화율의 평균과 분산에 유의미한 차이를 유발하는지를 조절효과분석을 통하여 살펴보았다. 우선 의료보장성 수준을 통제한 상태에서 주관적 건강상태의 초기값과 변화율의 평균에서 차상위계층과 상위중산층에 따라 다르다는 비제약모델의 카이제곱값은 113 (df=50)으로 나타났고, 이 두 값이 두 집단에서 차이가 없다는 등가제약모델에서의 카이제곱값은 114.20 (df=52)로 나타났다. 비제약모델과 등가제약모델의 카이제곱 차이검증은 ∆χ²=1.
우선 조건부 잠재성장곡선모형의 전반적인 모델적합도는 χ²(25)=99.40, p<0.001; CFI=0.99; GFI= 0.98; SRMR= 0.01; RMSEA= 0.03으로 카이자승값을 제외하고는 매우 만족할 만한 수준으로 나타났다.
첫째, 건강상태의 초기값과 기울기의 평균값이 유의미하게 나타났는데, 이는 건강상태의 초기값의 평균값이 0과 유의미하게 다르고(β=71.85, p<0.001), 시간의 흐름에 따라 건강상태의 평균 점수가 유의미하게 낮아진다는 것을 의미한다(β=-0.84, p<0.001).
분석결과를 토대로 본 연구의 가설을 구체적으로 검증해보면 다음과 같다. 첫째, 연구대상자의 주관적 건강상태는 시간의 흐름에 따라 평균 점수가 유의미하게 낮게 나타나는데, 이는 시간의 경과에 따라 주관적 건강상태를 점점 좋지 않다고 인식하는 것을 의미하는 것으로 첫 번째 가설을 지지하고 있다. 다만 주관적 건강상태의 초기값과 기울기의 분산이 통계적으로 유의미하게 나타나 주관적 건강상태에 있어서 연구대상자 개인 간의 설명되지 않은 변이가 크다는 것을 알 수 있었다.
소득수준을 토대로 차상위계층과 상위중산층을 비교하여 살펴보면 Table 4와 같다. 첫째, 주관적 건강상태의 초기값에 영향을 미치는 독립변수의 영향을 살펴보면 차상위계층에서만 생활비 대비 의료비수준이 높을수록 주관적 건강상태가 열악한 것으로 나타났다. 미충족 의료의 경우 양 집단 모두에서 주관적 건강상태에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
미충족 의료의 경우 양 집단 모두에서 주관적 건강상태에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 통제변수 가운데서는 교육 수준과 만성질환 여부가 양쪽 집단 모두에서 주관적 건강상태의 초기값을 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다. 하지만 성별은 상위중산층의 주관적 건강상태의 초기값에만 영향을 미치는 것으로 나타났다.
통제변수들 가운데 주관적 건강상태의 변화율에 영향을 미치는 요인은 연령과 민간보험 가입 여부뿐인데 연령의 경우 연령이 증가할수록 주관적 건강상태는 빠르게 감소한다는 것을 알 수 있다(β=-0.02, p<0.005).
이는 미충족 의료를 경험한 사람들의 주관적 건강상태의 변화율이 시간의 흐름에 따라 천천히 감소한다는 것을 의미한다. 통제변수를 살펴보면 남성보다는 여성이 그리고 만성질환을 가지고 있을수록 초기 주관적 건강상태가 낮은 것으로 나타났다. 반면 교육수준이 높고 민간보험에 가입되어 있으며 혼인상태에 있는 대상자들의 초기 주관적 건강상태가 그렇지 못한 사람들보다 좋은 것으로 나타났다.
이러한 결과는 의료비의 증가로 의료보장성이 약화될 경우 건강에 부정적인 영향을 미칠 수 있다는 Hua와 Jeong[13]의 연구결과와 유사하다. 하지만 미충족 의료를 경험하는 것이 주관적 건강상태의 변화율에 미치는 부정적인 영향은 크지 않고 다만 시간의 흐름에 따라 천천히 감소하는 것으로 나타났다. 반면 의료비부담 수준은 주관적 건강상태의 변화를 유의미하게 예측하지는 못하였다.

후속연구

향후 연구에서는 의료서비스의 이용에 영향을 미칠 수 있는 외부요인들을 보다 정교하게 통제하여 연구를 진행할 필요가 있다. 그리고 연구에 사용된 이차자료의 제약으로 인해 종속변수인 주관적 건강상태만을 시간의 흐름에 따라 변하는 가변변수로 처리하였고, 시간의 흐름에 따른 의료보장성 수준의 변화를 연구모형에 반영하지 못한 한계가 있다. 이 부분은 추후 새로운 종단자료를 활용하여 의료보장성 수준의 변화가 건강에 미칠 수 있는 영향을 종단적으로 분석하고자 한다.
이는 주관적 건강상태의 초기값과 변화율의 설명되지 않은 분산에 집단의 차이가 유의미한 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 설명되지 않은 차상위계층과 상위중산층 집단 간의 차이는 후속연구에서 보다 정교하게 다루어질 필요가 있을 것으로 생각된다.
반면 의료비부담 수준은 주관적 건강상태의 변화를 유의미하게 예측하지는 못하였다. 주관적 건강상태의 변화를 좀 더 정확히 파악하기 위해서는 의료보장성 수준의 변화가 의료서비스 이용수준을 매개로 주관적 건강상태에 영향을 미치는가를 후속연구에서 살펴볼 필요가 있다.
하지만 미충족 의료의 개념을 필요한 의료서비스를 개인의 욕구에도 불구하고 비자발적 원인들로 인하여 이용하지 못하는 것으로 정의하여, 자발적으로 의료서비스를 이용하지 않는 경우, 가령, 의료서비스가 불필요하다고 인식하거나 가용한 시간의 부족 등의 경우를 명확히 통제하지 못한 것은 연구의 한계이다. 향후 연구에서는 의료서비스의 이용에 영향을 미칠 수 있는 외부요인들을 보다 정교하게 통제하여 연구를 진행할 필요가 있다.
하지만 미충족 의료의 개념을 필요한 의료서비스를 개인의 욕구에도 불구하고 비자발적 원인들로 인하여 이용하지 못하는 것으로 정의하여, 자발적으로 의료서비스를 이용하지 않는 경우, 가령, 의료서비스가 불필요하다고 인식하거나 가용한 시간의 부족 등의 경우를 명확히 통제하지 못한 것은 연구의 한계이다. 향후 연구에서는 의료서비스의 이용에 영향을 미칠 수 있는 외부요인들을 보다 정교하게 통제하여 연구를 진행할 필요가 있다. 그리고 연구에 사용된 이차자료의 제약으로 인해 종속변수인 주관적 건강상태만을 시간의 흐름에 따라 변하는 가변변수로 처리하였고, 시간의 흐름에 따른 의료보장성 수준의 변화를 연구모형에 반영하지 못한 한계가 있다.

핵심어	질문	논문에서 추출한 답변
	민간의료보험의 증가의 장단점은 무엇인가?	1%로 급격히 증가 하였는데, 이는 미래에 발생할 건강문제와 의료비에 대한 부담을 현재 공적 의료보장제도가 보장하지 못할 것이라는 불안감이 존재하기 때문이다[5]. 민간의료보험의 증가는 늘어나는 국민건강보험의 재정부담을 줄이고, 의료서비스 필요시에 서비스 접근성을 높여줄 수 있다는 점에서 긍정적인 측면도 있으나, 고가의 보험료 부담과 공공의료보장성을 약화시킴으로써 민간보험을 구입할 수 없는 빈곤층과 차상위계층에게 의료서비스 이용에서의 불평등을 유발하는 등의 부정적인 측면도 있다.
	의료보장제도의 역할은 무엇인가?	의료보장제도는 국민이 질병, 상해, 장애 등으로 건강상의 위험에 직면하였을 때 국가에 의해 이러한 위험을 최소화하고 국민들이 필요한 보건의료서비스를 경제적 부담 없이 이용하게 함으로써 보다 건강한 상태를 유지하게 하는 사회안정망으로서의 역할을 한다[1]. 우리나라의 경우 1989년부터 전 국민 건강보험제도를 통하여 양적인 측면에서 공적 의료보장제도의 틀은 갖추었으나 질적인 측면에서 공적 의료보장제도의 보장성 수준은 여전히 Organization for Economic Cooperation and Development (OECD) 평균보다도 낮은 수준에 머물고 있다[2,3].
	의료보장성의 두가지 차원이 상호밀접한 관련성을 가지는 이유는 무엇인가?	의료보장성의 이 두 가지 차원은 분리되어 있기보다는 상호 밀접한 관련성을 가진다. 즉 높은 본인부담의료비 혹은 비급여진료비 등으로 개인이 경제적 부담을 느낄 경우에 의료적 필요 혹은 욕구가 있음에도 불구하고 의료서비스의 이용을 지연하거나 포기하게 되는 미충족 의료가 발생 할 수 있기 때문이다. 의료보장성 수준은 건강불평등과 밀접한 관련을 가지는 주요 사회적 요인 가운데 하나이다.

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의료보장성이 주관적 건강상태의 변화에 미치는 영향: 차상위계층과 상위중산층 비교
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