Ⅰ. 서론
의료보장제도는 국민의 건강권을 보호하기 위해 필요한 보건의료서비스를 국가나 사회가 제도적으로 제공하는 것이다[1]. 즉, 의료보장제도의 궁극적인 목적은 국민이 필요할 때 적절한 의료서비스를 이용할 수 있도록 보장하는 데 있다. 그러나 제도적 보장성의 확대에도 불구하고, 실제 의료이용 과정에서는 비용 부담으로 인해 필요한 의료서비스를 받지 못하는 문제가 지속적으로 나타나고 있다[2]. 이러한 현상은 단순히 의료의 이용 부족만을 의미하는 것이 아니라, 의료가 필요했음에도 경제적 이유로 적시에 서비스를 이용하지 못한 상태라는 점에서 미충족 의료(Unmet healthcare needs)의 중요한 양상으로 이해할 수 있다. 유럽의회(European Parliament)에서 정의한 미충족 의료는 예방, 진단, 치료를 위한 만족할 만한 방법이 존재하지 않는 상황을 의미한다[2][3]. 이는 미충족 의료가 단순히 의료기관 방문 여부에 국한되지 않고, 진단과 치료 등 의료이용 과정의 여러 단계에서 발생할 수 있는 것이다. 또한 Stransky[5]의 연구에서는 미충족 의료를 의료서비스와 처방약 이용의 미충족으로 구분하여 제시하고 있어, 미충족 의료가 의료서비스 이용뿐만 아니라 의약품 접근 단계에서도 발생할 수 있음을 보여준다[4]. 이와 더불어, OECD(경제협력개발기구)에서는 미충족 의료를 의료서비스 접근성을 측정하는 지표로 다루고 있으며, 의료가 너무 비싸거나, 거리가 멀거나, 대기시간이 길어 필요한 의료를 받지 못하는 경우를 주요 접근 장벽으로 제시하고 있다[5]. 또한 OECD 26개 국가의 평균에서 저소득층은 고소득층보다 미충족 의료를 보고할 가능성이 약 3배 높게 나타나, 이는 미충족 의료가 건강형평성과 밀접하게 연결된 문제임을 보여주고 있다[5].
우리나라는 1989년 전 국민건강보험 체계를 갖추고, 핵심 의료서비스에 대해 전 국민 의료보장을 달성하려는 노력이 있음에도 불구하고, 의료비에 대한 본인부담금의 수준은 여전히 적지 않다. 2023년 경상의료비(보건의료부문 서비스 및 재화에 소비된 국민 전체의 1년간 지출 총액) 중, 본인부담 지출 비중은 약 29%로 OECD 평균 약 18%보다 높게 나타났다[6]. 이는 제도적 보장 범위와 별개로, 실제 의료이용 단계에서 개인이 감당해야 하는 경제적 부담이 상대적으로 크다는 점을 시사한다. 뿐만 아니라 기존 연구들에서도 우리나라에서 미충족 의료가 사회경제적 취약성과 건강 취약성에 따라 불균등하게 분포함을 반복적으로 보여주고 있다[2][7][8][9][10]. 특히 노인들을 대상으로 조사한 Kim et al.[8]의 연구에서는 미충족 의료 경험률이 17.4%, 중장년층을 대상으로 조사한 Lee et al.[10]의 연구에서는 7.4%로 나타났으며, Hwang[11]의 연구에서는 본인부담 비용의 증가가 사회경제계층 간 필수의료 접근의 불평등을 심화시킬 수 있음을 지적하였다. 즉, 의료비용의 장벽은 저소득층에서 더 집중적으로 나타나며, 재정적 어려움과 미충족 의료를 직접 유발할 수 있다는 점이 2023년 WHO 보고서에서도 강조된 바 있다[12].
이처럼 그동안 선행연구에서 미충족 의료의 전체 경험 여부나 특정 취약집단의 미충족 의료 수준을 파악하는 데 중요한 기여를 해왔다. 그러나 기존 연구의 상당수는 미충족 의료를 ‘경험 여부’ 중심으로 다루어, 비용 부담이 실제로 의료이용의 어느 지점에서 어떤 형태로 나타나는지까지는 충분히 보여주지 못했다. 즉, 비용 부담으로 인한 미충족 의료의 발생은 하나의 동질적 현상이 아니다. 의료비용의 부담은 의료기관 방문 자체의 포기로 나타날 수도 있고, 치료 시기의 지연, 필요한 검사의 미이행, 처방 후 약물 미구매 등 의료이용 측면의 각 단계에서 서로 다른 형태로 나타날 수 있다. 따라서, 미충족 의료는 단일 형태로 나타나는 것이 아니라, 의료이용의 단계에 따라 서로 다른 양상으로 나타난다고 할 수 있다. 이러한 형태의 차이는 보장성 정책이 개입해야 할 지점이 서로 다를 수 있음을 의미하며, 이는 미충족 의료를 유형별로 구분하여 살펴보는 것이 정책적 함의를 구체화하는 데 필요하다.
이에 본 연구에서는 의료비 부담으로 인한 미충족 의료를 유럽의회에서 정의한 범위와 Stransky[5]의 연구에서의 유형 분류를 참고하여 진료 포기, 치료 포기, 검사 포기, 의약품 처방 또는 구매 포기의 네 가지 유형으로 구분하였다. 그리고 대상자의 인구사회학적 특성, 사회경제적 특성 및 건강상태 특성에 따라 각 유형별 차이를 분석 및 비교하고자 한다. 이러한 접근은 의료비용의 장벽이 의료이용 과정에서 어떠한 방식으로 작동하는지를 보다 구체적으로 설명하고, 미충족 의료 해소를 위한 정책적 개입 지점 및 함의를 실증적으로 제시하고자 하는데 연구의 목적이 있다.
Ⅱ. 연구방법
1. 연구대상 및 자료수집
연구 수행을 위하여 한국보건사회연구원에서 2024년에 수행한 「의료서비스경험조사」 원시자료를 통계청 MDIS(Microdata Integrated Service) 웹사이트(https://mdis.kostat.go.kr/index.do)에서 다운로드하였다. 「의료서비스경험조사」는 1년을 주기로 시행하고 있으며, 「2022년 인구총조사」의 일반조사구를 기초로 확률비례계통추출 방법을 사용하여 총 7,000가구를 표본으로 선정하였고, 테블릿을 활용한 대면 면접을 통하여 총 14,681명(조사 기간: 2024.07.22.~09.27)의 조사가 완료되었다[13]. 「의료서비스경험조사」의 대상은만 15세 이상의 모든 동거 가구원을 포함하며, 조사 대상자 본인의 직접 응답을 원칙으로 하고 있으나 고령이나 장애 등의 제약으로 본인 직접 응답이 어려운 경우 ‘가족 대상 대리 응답’을 허용하고 있다[13].
이 연구에서는만 20세 이상의 성인 가운데 지난 1년간 의료서비스 이용 경험이 있는 자를 연구 대상으로 선정하여 총 9,737명을 연구대상자로 선정하였다. 연령제한 설정과 관련하여, 미성년자는 의료이용 여부, 의료비 지출 및 부담이 부모 또는 보호자의 결정에 의해 크게 영향을 받을 가능성이 높아, 의료비 부담으로 인한 미충족 의료 경험을 개인의 독립적인 인식과 행동으로 해석하는 데 한계가 있으므로만 20세 미만 대상자는 제외하였다. 또한이 연구의 핵심 개념인 ‘의료비 부담으로 인한 미충족 의료’는 실제 의료이용의 필요성과 이용 과정 속에서 구체적으로 형성되는 경험이다. 따라서 의료서비스 이용 경험이 전혀 없는 경우에는 의료비 부담으로 인해 진료, 치료, 검사 또는 의약품 구매를 포기한 경험을 실질적으로 평가하기 어렵고, 응답이 가정적이거나 추상적 인식에 머무를 가능성이 있다. 즉, 최근 1년 이내 의료서비스를 이용한 경험이 있는 대상자는 의료의 접근, 진료, 치료, 검사, 처방 및 의약품 구매 과정에서 비용 장벽을 보다 현실적으로 경험했을 가능성이 높으므로 미충족 의료의 유형을 구체적으로 파악하는 데 적합하다.
2. 연구모형 및 변수설정
이 연구에서는 의료비 부담으로 인해 발생하는 미충족 의료를 진료 포기, 치료 포기, 검사 포기, 의약품 처방 또는 구매 포기 경험으로 총 네 가지로 유형화하고, 이에 영향을 미치는 요인을 인구사회학적 특성, 사회경제적 특성, 건강상태 특성의 총 3가지 영역으로 구성하여 분석하였다.
인구사회학적 특성에는 성별, 연령(조사자료의 연령 범주에 따른 집단화), 교육수준(초등교육 이하, 중학교 및 고등학교 졸업 대학 졸업 이상), 거주지역(동부, 읍·면부)을 포함하였으며, 사회경제적 특성에는 가구소득 수준(5분위 기준), 의료보장 유형(건강보험과 의료급여), 민간의료보험 가입 여부, 현재의 경제활동 상태를 포함하였다. 그리고 연구 대상자의 건강상태 특성에는 만성질환 유무와 주관적 건강상태(좋음, 보통, 나쁨)를 포함하였다.
이러한 각 요인들이 의료비 부담으로 인한 미충족 의료 유형(진료 포기, 치료 포기, 검사 포기, 의약품 처방 또는 구매 포기)에 미치는 영향 요인들을 파악하고자 하였다. 미충족 의료 유형화는 지난 1년간 비용 부담으로 인해 의료서비스를 이용하지 못한 경험 여부를 바탕으로 측정하였다. 비용이 부담되어 의료기관을 방문(진료)하지 못한 경험, 비용이 부담되어 치료받지 못한 경험, 비용이 부담되어 검사를 받지 못한 경험, 비용이 부담되어 원하는 의약품을 처방받지 못하거나 구매하지 못한 경험으로 총 네 가지 경험으로 유형화하였다. 즉, 의료기관 방문 단계에서의 제한은 진료 포기, 치료의 연속성 차원에서의 제한은 치료 포기, 진단 과정에서의 제한은 검사 포기, 의약품 처방 및 약물 접근 단계에서의 사용 제한은 의약품 처방 또는 구매 포기로 구분하였다. 이는 의료비용 부담이 의료이용의 각 단계에서 서로 다른 방식으로 나타날 수 있는 점을 반영한 분류이며, 각 유형의 응답은 해당 경험이 있는 경우는 ‘1’, 없는 경우는 ‘0’으로 코딩하였다.
3. 자료 분석
자료 분석을 위해 IBM SPSS Statistics 25.0 version program을 이용하였다. 첫째, 연구대상자의 인구사회학적 및 사회경제적 특성과 건강상태 특성을 알아보기 위해 빈도 분석을 실시하였다. 둘째, 연구대상자의 특성에 따른 미충족 의료 경험 여부, 네 가지 유형별(진료 포기, 치료 포기, 검사 포기, 의약품 처방 또는 구매 포기) 미충족 의료와의 관련성을 알아보기 위하여 카이제곱 검정을 실시하였다. 셋째, 네 가지 유형별 미충족 의료 경험에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위해 이를 종속변수로 로지스틱 회귀분석(logistic regression)을 실시하였다.
Ⅲ. 연구결과
1. 미충족 의료 경험
최근 1년 이내 의료서비스를 이용한 경험이 있는 연구대상자 9,737명 중, 진료 포기 경험이 있는 대상자는 352명(3.6%), 치료 포기 경험이 있는 대상자는 521명(5.4%), 검사 포기 경험이 있는 대상자는 476명(4.9%)이었다<Table 1><Table 2>. 의약품 처방 또는 구매 포기 경험이 있는 대상자는 123명(1.3%)으로 미충족 의료 유형 중, 가장 낮은 경험률을 보였다<Table 2>.
2. 연구대상자의 특성에 따른 유형별 미충족 의료 경험
<Table 1>
Differences in Experiences of Forgoing Medical Care and Treatment According to Participants’ General Characteristics
| Variables | Categories | Forgone Medical Care | Forgone Treatment | Total N(%) |
|||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| N(%) | χ2 (p-value) | N(%) | χ2 (p-value) | ||||||
| Yes | No | Yes | No | ||||||
| Sociodemographic characteristics | Gender | Men | 145 (3.4) | 4,159 (96.6) | 1.341 (0.247) |
229 (5.3) | 4,075 (94.7) | 0.014 (0.907) |
4,304 (44.2) |
| Women | 207 (3.8) | 5,226 (96.2) | 292 (5.4) | 5,141 (94.6) | 5,433 (55.8) | ||||
| Age group | 20~29 | 7 (1.2) | 595 (98.8) | 74.844 (<0.001) |
8 (1.3) | 594 (98.7) | 95.051 (<0.001) |
602 (6.2) | |
| 30~39 | 12 (1.2) | 974 (98.8) | 19 (1.9) | 967 (98.1) | 986 (10.1) | ||||
| 40~49 | 20 (1.7) | 1,148 (98.3) | 37 (3.2) | 1,131 (96.8) | 1,168 (12.0) | ||||
| 50~59 | 67 (3.0) | 2,170 (97.0) | 105 (4.7) | 2,132 (95.3) | 2,237 (23.0) | ||||
| Over 60 | 246 (5.2) | 4,498 (94.8) | 352 (7.4) | 4,392 (92.6) | 4,744 (48.7) | ||||
| Education | ≤Elementary school | 71 (8.2) | 794 (91.8) | 100.173 (<0.001) |
91 (10.5) | 774 (89.5) | 113.415 (<0.001) |
865 (8.9) | |
| Middle/High school | 216 (4.3) | 4,806 (95.7) | 327 (6.5) | 4,695 (93.5) | 5,022 (51.6) | ||||
| ≥College | 65 (1.7) | 3,785 (98.3) | 103 (2.7) | 3,747 (97.3) | 3,850 (39.5) | ||||
| Living area | Urban | 225 (3.0) | 7,304 (97.0) | 37.416 (<0.001) |
346 (4.6) | 7,183 (95.4) | 37.386 (<0.001) |
7,529 (77.3) | |
| Rural | 127 (5.8) | 2,081 (94.2) | 175 (7.9) | 2,033 (92.1) | 2,208 (22.7) | ||||
| Socioeconomic characteristics | Household income level | Q5 | 22 (1.4) | 1,596 (98.6) | 195.225 (<0.001) |
34 (2.1) | 1,584 (97.9) | 356.453 (<0.001) |
1,618 (16.6) |
| Q4 | 18 (1.1) | 1,646 (98.9) | 25 (1.5) | 1,639 (98.5) | 1,664 (17.1) | ||||
| Q3 | 46 (2.6) | 1,733 (97.4) | 48 (2.7) | 1,731 (97.3) | 1,779 (18.3) | ||||
| Q2 | 45 (2.6) | 1,704 (97.4) | 68 (3.9) | 1,681 (96.1) | 1,749 (18.0) | ||||
| Q1 | 221 (7.6) | 2,706 (92.4) | 346 (11.8) | 2,581 (88.2) | 2,927 (30.1) | ||||
| Type of medical coverage | National Health Insurance | 313 (3.5) | 9,019 (96.5) | 3.795 (0.051) |
477 (5.1) | 8,873 (94.9) | 28.828 (<0.001) |
9,350 (96.0) | |
| Medical aid | 21 (5.4) | 366 (94.6) | 44 (11.4) | 343 (88.6) | 387 (4.0) | ||||
| Private health insurance status | Insured | 148 (2.2) | 6,565 (97.8) | 123.401 (<0.001) |
238 (3.5) | 6,475 (96.5) | 139.110 (<0.001) |
6,713 (68.9) | |
| Uninsured | 204 (6.7) | 2,820 (93.3) | 283 (9.4) | 2,741 (90.6) | 3,024 (31.1) | ||||
| Economic activity status (Current) | Yes | 128 (2.1) | 6,068 (97.9) | 117.358 (<0.001) |
199 (3.2) | 5,997 (96.8) | 153.919 (<0.001) |
6,196 (63.6) | |
| No | 224 (6.3) | 3,317 (93.7) | 322 (9.1) | 3,219 (90.9) | 3,541 (36.4) | ||||
| Health status | Chronic diseases | Yes | 280 (6.8) | 3,821 (93.2) | 209.851 (<0.001) |
405 (9.9) | 3,696 (90.1) | 286.441 (<0.001) |
4,101 (42.1) |
| No | 72 (1.3) | 5,564 (98.7) | 116 (2.1) | 5,520 (97.9) | 5,636 (57.9) | ||||
| Subjective health status | Good | 62 (1.2) | 5,278 (98.8) | 353.353 (<0.001) |
89 (1.7) | 5,251 (98.3) | 474.858 (<0.001) |
5,340 (54.8) | |
| Moderate | 139 (4.4) | 3,003 (95.6) | 224 (7.1) | 2,918 (92.9) | 3,142 (32.3) | ||||
| Poor | 151 (12.0) | 1,104 (88.0) | 208 (16.6) | 1,047 (83.4) | 1,255 (12.9) | ||||
| Total | 352 (3.6) | 9,385 (96.4) | 521 (5.4) | 9,216 (94.6) | 9,737 (100.0) | ||||
<Table 2>
Differences in Experiences of Forgoing Diagnostic Testing and Medication Purchase According to Participants’ General Characteristics
| Variables | Categories | Forgone Diagnostic Testing | Forgone Prescription or Medication Purchase | Total N(%) |
|||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| N(%) | χ2 (p-value) | N(%) | χ2 (p-value) | ||||||
| Yes | No | Yes | No | ||||||
| Sociodemographic characteristics | Gender | Men | 184 (4.3) | 4,120 (95.7) | 6.244 (0.012) |
46 (1.1) | 4,258 (98.9) | 2.338 (0.126) |
4,304 (44.2) |
| Women | 292 (5.4) | 5,141 (94.6) | 77 (1.4) | 5,356 (98.6) | 5,433 (55.8) | ||||
| Age group | 20~29 | 7 (1.2) | 595 (98.8) | 128.733 (<0.001) |
6 (1.0) | 596 (99.0) | 21.104 (<0.001) |
602 (6.2) | |
| 30~39 | 14 (1.4) | 972 (98.6) | 4 (0.4) | 928 (99.6) | 986 (10.1) | ||||
| 40~49 | 19 (1.6) | 1,149 (98.4) | 5 (0.4) | 1,163 (99.6) | 1,168 (12.0) | ||||
| 50~59 | 93 (4.2) | 2,144 (95.8) | 26 (1.2) | 2,211 (98.8) | 2,237 (23.0) | ||||
| Over 60 | 343 (7.2) | 4,401 (92.8) | 82 (1.7) | 4,662 (98.3) | 4,744 (48.7) | ||||
| Education | ≤Elementary school | 102 (11.8) | 763 (88.2) | 165.777 (<0.001) |
23 (2.7) | 842 (97.3) | 22.451 (<0.001) |
865 (8.9) | |
| Middle/High school | 295 (5.9) | 4,727 (94.1) | 71 (1.4) | 4,951 (98.6) | 5,022 (51.6) | ||||
| ≥College | 79 (2.1) | 3,771 (97.9) | 29 (0.8) | 3,821 (99.2) | 3,850 (39.5) | ||||
| Living area | Urban | 318 (4.2) | 7,211 (95.8) | 31.569 (<0.001) |
88 (1.2) | 7,441 (98.8) | 2.373 (0.123) |
7,529 (77.3) | |
| Rural | 158 (7.2) | 2,050 (92.8) | 35 (1.6) | 2,173 (98.4) | 2,208 (22.7) | ||||
| Socioeconomic characteristics | Household income level | Q5 | 24 (1.5) | 1,594 (98.5) | 345.461 (<0.001) |
11 (0.7) | 1,607 (99.3) | 20.597 (<0.001) |
1,618 (16.6) |
| Q4 | 26 (1.6) | 1,638 (98.4) | 12 (0.7) | 1,652 (99.3) | 1,664 (17.1) | ||||
| Q3 | 44 (2.5) | 1,735 (97.5) | 21 (1.2) | 1,758 (98.8) | 1,779 (18.3) | ||||
| Q2 | 60 (3.4) | 1,689 (96.6) | 21 (1.2) | 1,728 (98.8) | 1,749 (18.0) | ||||
| Q1 | 322 (11.0) | 2,605 (89.0) | 58 (2.0) | 2,869 (98.0) | 2,927 (30.1) | ||||
| Type of medical coverage | National Health Insurance | 430 (4.6) | 8,920 (95.4) | 42.445 (<0.001) |
107 (1.1) | 9,243 (98.9) | 26.636 (<0.001) |
9,350 (96.0) | |
| Medical aid | 46 (11.9) | 341 (88.1) | 16 (4.1) | 371 (95.9) | 387 (4.0) | ||||
| Private health insurance status | Insured | 195 (2.9) | 6,518 (97.1) | 182.946 (<0.001) |
71 (1.1) | 6,642 (98.9) | 7.324 (0.007) |
6,713 (68.9) | |
| Uninsured | 281 (9.3) | 2,743 (90.7) | 52 (1.7) | 2,972 (98.3) | 3,024 (31.1) | ||||
| Economic activity status (Current) | Yes | 168 (2.7) | 6,028 (97.3) | 173.688 (<0.001) |
61 (1.0) | 3,479 (99.0) | 10.612 (0.001) |
6,196 (63.6) | |
| No | 308 (8.7) | 3,233 (91.3) | 62 (1.8) | 6,135 (98.2) | 3,541 (36.4) | ||||
| Health status | Chronic diseases | Yes | 367 (8.9) | 3,734 (91.1) | 251.236 (<0.001) |
79 (1.9) | 4,022 (98.1) | 24.980 (<0.001) |
4,101 (42.1) |
| No | 109 (1.9) | 5,527 (98.1) | 44 (0.8) | 5,592 (99.2) | 5,636 (57.9) | ||||
| Subjective health status | Good | 88 (1.6) | 5,252 (98.4) | 453.891 (<0.001) |
43 (0.8) | 5,297 (99.2) | 67.866 (<0.001) |
5,340 (54.8) | |
| Moderate | 189 (6.0) | 2,953 (94.0) | 34 (1.1) | 3,108 (98.9) | 3,142 (32.3) | ||||
| Poor | 199 (15.9) | 1,056 (84.1) | 46 (3.7) | 1,209 (96.3) | 1,255 (12.9) | ||||
| Total | 476 (4.9) | 9,261 (95.1) | 123 (1.3) | 9,614 (98.7) | 9,737 (100.0) | ||||
1) 진료 포기 경험
진료 포기 경험률은 <Table 1>과 같이 연령별로 20~29세와 30~39세에서 각각 1.2%로 낮았으나, 50~59세는 3.0%, 60세 이상은 5.2%로 연령이 높을수록 진료 포기 경험이 증가하는 경향을 보였다(χ2=74.844, p<.001). 교육수준에서는 초졸 이하 집단의 진료 포기 경험률이 8.2%로 가장 높았고, 고졸 4.3%, 대졸 이상 1.7%로 나타나 교육수준이 낮을수록 진료 포기 경험이 높았다(χ2=100.173, p<.001). 거주지역별로 읍·면 지역 거주자의 진료 포기 경험률은 5.8%로 동 지역 거주자(3.0%)보다 높았다(χ2=37.416, p<.001). 가구소득 수준별로 소득수준이 낮을수록 진료 포기 경험이 높은 경향을 보였다(χ2=195.225, p<.001). 민간의료보험 미가입자의 진료 포기 경험률은 6.7%로 가입자(2.2%)보다 높았다(χ2=123.401, p<.001)으며, 현재 경제활동을 하지 않는 집단의 진료 포기 경험률은 6.3%로 경제활동을 하는 집단(2.1%)보다 높았다(χ2=117.358, p<.001).
그리고 건강상태 변수에서는 만성질환이 있는 집단의 진료 포기 경험률은 6.8%로, 만성질환이 없는 집단(1.3%)보다 높았으며(χ2=209.851, p<.001), 주관적 건강상태가 좋은 집단은 1.2%, 보통은 4.4%, 나쁜 집단은 12.6%로 나타나 주관적 건강상태가 나쁠수록 진료 포기 경험이 증가하였다(χ2=353.353, p<.001). 반면, 성별과 의료보장 유형에 따른 유의한 차이는 없었다.
2) 치료 포기 경험
치료 포기 경험률은 <Table 1>과 같이 연령별로 20~29세 1.3%, 30~39세 1.9%, 40~49세 3.2%, 50~59세 4.7%, 60세 이상 7.4%로 연령이 높을수록 치료 포기 경험이 높았다(χ2=95.051, p<.001). 교육수준별로는 초졸 이하 10.5%, 고졸 6.5%, 대졸 이상 2.7%로 교육수준이 낮을수록 치료 포기 경험률이 높았다(χ2=113.415, p<.001). 거주지역별로 읍·면 지역 거주자의 치료 포기 경험률이 7.9%로 동 지역 거주자(4.6%)보다 높았다(χ2=37.386, p<.001). 가구소득 수준별로 5분위 2.1%, 4분위 1.5%, 3분위 2.7%, 2분위 3.9%, 1분위 11.8%로 가장 낮은 소득집단에서 치료 포기 경험이 현저히 높았다(χ2=356.453, p<.001). 의료보장 유형에서는 의료급여 수급자의 치료 포기 경험률이 11.4%로 건강보험 가입자(5.1%)보다 높았으며(χ2=28.828, p<.001), 민간의료보험 미가입자의 치료 포기 경험률은 9.4%로 가입자(3.5%)보다 높았다(χ2=139.110, p<.001). 현재 경제활동을 하지 않는 집단의 진료 포기 경험률은 9.1%로 경제활동을 하는 집단(3.2%)보다 높게 나타났다(χ2=153.919, p<.001).
그리고 건강상태 변수에서는 만성질환이 있는 집단의 치료 포기 경험률이 9.9%로, 만성질환이 없는 집단(2.1%)보다 높았고(χ2=286.441, p<.001), 주관적 건강상태가 좋은 집단은 1.7%, 보통은 7.1%, 나쁜 집단은 16.6%로 주관적 건강상태가 나쁠수록 치료 포기 경험이 증가하는 경향이 뚜렷이 나타났다(χ2=474.858, p<.001). 반면, 성별에 따른 유의한 차이는 없었다.
3) 검사 포기 경험
검사 포기 경험률은 <Table 2>와 같이 여성이 5.4%로 남성(4.3%)보다 높았으며(χ2=6.244, p=.012), 연령별로는 20~29세 1.2%, 30~39세 1.4%, 40~49세 1.6%, 50~59세 4.2%, 60세 이상 7.2%로 연령이 높을수록 검사 포기 경험이 증가하는 경향을 보였다(χ2=128.733, p<.001). 교육수준별로는 초졸 이하가 11.8%, 고졸 5.9%, 대졸 이상 2.1%로 교육수준이 낮을수록 검사 포기 경험률이 높았다(χ2=165.777, p<.001). 거주지역별로 읍·면 지역 거주자의 검사 포기 경험률은 7.2%로 동 지역 거주자(4.2%)보다 높았다(χ2=31.569, p<.001). 가구소득 수준별로 검사 포기 경험률은 5분위 1.5%, 4분위 1.6%, 3분위 2.5%, 2분위 3.4%, 1분위 11.0%로 가장 낮은 소득집단에서 검사 포기 경험이 현저히 높았다(χ2=345.461, p<.001). 의료보장 유형에서는 의료급여 수급자의 검사 포기 경험률이 11.9%로 건강보험 가입자(4.6%)보다 높았으며(χ2=42.445, p<.001), 민간의료보험 미가입자의 검사 포기 경험률은 9.3%로 가입자(2.9%)보다 높았다(χ2=182.946, p<.001). 현재 경제활동을 하지 않는 집단의 검사 포기 경험률은 8.7%로, 경제활동을 하는 집단(2.7%)보다 높았다(χ2=173.688, p<.001).
그리고 건강상태 변수에서는 만성질환이 있는 집단의 검사 포기 경험률은 8.9%로, 만성질환이 없는 집단(1.9%)보다 높았으며(χ2=251.236, p<.001), 주관적 건강상태가 좋은 집단은 1.6%, 보통은 6.0%, 나쁜 집단은 15.9%로 주관적 건강상태가 나쁠수록 검사 포기 경험이 증가하는 경향이 뚜렷이 나타났다(χ2=453.891, p<.001).
4) 의약품 처방 또는 구매 포기 경험
의약품 처방 또는 구매 포기 경험률 <Table 2>와 같이 연령별로는 20~29세와 30~39세가 각각 1.0%, 0.4%, 40~49세 0.4%, 50~59세 1.2%, 60세 이상 1.7%로 나타나 연령집단에 따라 차이를 보였다(χ2=21.104, p<.001). 교육수준별로는 초졸 이하가 2.7%, 고졸 1.4%, 대졸 이상 0.8%로 교육수준이 낮을수록 의약품 처방 또는 구매 포기 경험률이 높았다(χ2=22.451, p<.001). 가구소득 수준별로 소득수준이 낮을수록 의약품 처방 또는 구매 포기 경험이 높은 경향을 보였다(χ2=20.597, p<.001). 의료보장 유형에서는 의료급여 수급자의 의약품 처방 또는 구매 포기 경험률이 4.1%로 건강보험 가입자(1.1%)보다 높았으며(χ2=26.636, p<.001), 민간의료보험 미가입자의 의약품 처방 또는 구매 포기 경험률은 1.7%로 가입자(1.1%)보다 높았다(χ2=7.324, p=.007). 현재 경제활동을 하지 않는 집단의 의약품 처방 또는 구매 포기 경험률은 1.8%로 경제활동을 하는 집단(1.0%)보다 높았다(χ2=10.612, p=.001). 반면, 성별과 거주지역에 따른 유의한 차이는 없었다.
그리고 건강상태 변수에서는 만성질환이 있는 집단의 의약품 처방 또는 구매 포기 경험률은 1.9%로 만성질환이 없는 집단(0.8%)보다 높았으며(χ2=24.980, p<.001), 주관적 건강상태가 좋은 집단은 0.8%, 보통 1.1%, 나쁨 3.7%로 주관적 건강상태가 나쁠수록 의약품 처방 또는 구매 포기 경험이 높았다(χ2=67.866, p<.001).
3. 유형별 미충족 의료 경험에 영향을 미치는 요인
네 가지 유형별 미충족 의료 경험에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해 로지스틱 회귀분석(logistic regression)을 실시하였다<Table 3><Table 4>. 진료 포기 경험에 대하여, 읍·면 지역 거주자는 동 지역 거주자에 비해 진료 포기 경험 가능성이 1.562배 높았으며(p<.001), 가구소득 1분위는 5분위를 기준으로 진료 포기 가능성이 1.944배 높았다(p=.009). 또한 의료급여 수급자는 건강보험 가입자에 비해 진료 포기 가능성이 낮았고(OR=0.587, p=.028), 민간의료보험 미가입자는 가입자보다 진료 포기 가능성이 1.691배 높았으며(p<.001), 현재 경제활동을 하지 않는 집단은 경제활동을 하는 집단보다 진료 포기 가능성이 1.521배 높았다(p=.003). 그리고 만성질환이 없는 집단은 있는 집단에 비해 진료 포기 가능성이 낮았으며(OR=0.402, p<.001), 주관적 건강상태는 ‘좋음’으로 응답한 집단을 기준으로, ‘보통’은 2.227배(p<.001), ‘나쁨’은 4.518배(p<.001) 높았다.
치료 포기 경험에 대하여, 교육수준별로 초졸 이하를 기준으로 할 때 고졸 집단은 치료 포기 가능성이 1.425배 높았고(p=.012), 읍·면 지역 거주자는 동 지역 거주자보다 치료 포기 가능성이 1.395배 높았다(p=.001). 또한 가구소득 1분위는 5분위에 비해 치료 포기 가능성이 2.671배 높았고(p<.001), 민간의료보험 미가입자는 가입자보다 1.394배 높았으며(p=.005), 현재 경제활동을 하지 않는 집단은 경제활동을 하는 집단보다 치료 포기 가능성이 1.438배 높았다(p=.002). 그리고 만성질환이 없는 집단은 있는 집단보다 치료 포기 가능성이 낮았으며(OR=0.473, p<.001), 주관적 건강상태는 ‘좋음’으로 응답한 집단을 기준으로, ‘보통’은 2.679배(p<.001), ‘나쁨’은 4.902배(p<.001) 높게 나타났다.
검사 포기 경험에 대하여, 읍·면 지역 거주자는 동 지역 거주자보다 검사 포기 가능성이 1.283배 높았고(p=.020), 가구소득 5분위에 비해 2분위와 1분위가 각각 1.636배(p=.049), 3.148배(p<.001) 높았다. 민간의료보험 미가입자는 가입자보다 검사 포기 가능성이 1.604배 높았고(p<.001), 현재 경제활동을 하지 않는 집단은 경제활동을 하는 집단보다 1.396배 높았다(p=.005). 만성질환이 없는 집단은 있는 집단보다 검사 포기 가능성이 낮았으며(OR=0.565, p<.001), 주관적 건강상태는 ‘좋음’으로 응답한 집단을 기준으로, ‘보통’은 2.024배(p<.001), ‘나쁨’은 3.940배(p<.001) 높았다.
의약품 처방 또는 구매 포기 경험에 대하여, 의료급여 수급자는 건강보험 가입자에 비해 포기 가능성이 2.494배 높았고(p=.002), 주관적 건강상태가 ‘좋음’으로 응답한 집단보다 ‘나쁨’으로 응답한 집단이 2.723배 높았다(p=.001).
<Table 3>
Factors Associated with Experiences of Forgoing Medical Care and Treatment
| Variables | Categories | Forgone Medical Care | Forgone Treatment | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| B | SE | OR | 95%CI | p-value | B | SE | OR | 95%CI | p-value | |||
|
|
||||||||||||
| Sociodemographic characteristics |
Gender | Men | 1.000 | 1.000 | ||||||||
| Women | 0.035 | 0.121 | 1.036 | 0.816-1.314 | 0.773 | -0.086 | 0.101 | 0.918 | 0.753-1.120 | 0.398 | ||
| Age group | 20~29 | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| 30~39 | 0.114 | 0.485 | 1.120 | 0.433-2.899 | 0.815 | 0.425 | 0.431 | 1.529 | 0.657-3.562 | 0.325 | ||
| 40~49 | 0.129 | 0.453 | 1.138 | 0.468-2.767 | 0.775 | 0.576 | 0.403 | 1.779 | 0.808-3.920 | 0.153 | ||
| 50~59 | 0.192 | 0.425 | 1.212 | 0.527-2.786 | 0.651 | 0.489 | 0.389 | 1.631 | 0.761-3.495 | 0.208 | ||
| Over 60 | -0.499 | 0.433 | 0.607 | 0.260-1.418 | 0.249 | -0.265 | 0.395 | 0.768 | 0.354-1.664 | 0.503 | ||
| Education | ≤Elementary school | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Middle/High school | 0.187 | 0.160 | 1.206 | 0.881-1.651 | 0.242 | 0.354 | 0.140 | 1.425 | 1.082-1.877 | 0.012 | ||
| ≥College | 0.147 | 0.247 | 1.159 | 0.714-1.880 | 0.550 | 0.343 | 0.209 | 1.409 | 0.936-2.121 | 0.100 | ||
| Living area | Urban | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Rural | 0.446 | 0.121 | 1.562 | 1.233-1.980 | <0.001 | 0.333 | 0.103 | 1.395 | 1.140-1.707 | 0.001 | ||
| Socioeconomic characteristics |
Household income level |
Q5 | 1.000 | 1.000 | ||||||||
| Q4 | -0.328 | 0.323 | 0.721 | 0.383-1.357 | 0.310 | -0.391 | 0.269 | 0.676 | 0.400-1.145 | 0.145 | ||
| Q3 | 0.439 | 0.266 | 1.551 | 0.921-2.613 | 0.099 | 0.090 | 0.231 | 1.094 | 0.696-1.719 | 0.698 | ||
| Q2 | 0.178 | 0.271 | 1.195 | 0.703-2.032 | 0.510 | 0.279 | 0.220 | 1.322 | 0.859-2.034 | 0.204 | ||
| Q1 | 0.665 | 0.255 | 1.944 | 1.181-3.203 | 0.009 | 0.982 | 0.206 | 2.671 | 1.784-3.999 | <0.001 | ||
| Type of medical coverage |
National Health Insurance | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Medical aid | -0.533 | 0.243 | 0.587 | 0.364-0.945 | 0.028 | -0.059 | 0.180 | 0.942 | 0.662-1.342 | 0.742 | ||
| Private health insurance status |
Insured | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Uninsured | 0.526 | 0.142 | 1.691 | 1.281-2.234 | <0.001 | 0.332 | 0.118 | 1.394 | 1.106-1.757 | 0.005 | ||
| Economic activity status (Current) |
Yes | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| No | 0.419 | 0.139 | 1.521 | 1.159-1.996 | 0.003 | 0.363 | 0.116 | 1.438 | 1.147-1.804 | 0.002 | ||
| Health status | Chronic diseases | Yes | 1.000 | 1.000 | ||||||||
| No | -0.911 | 0.174 | 0.402 | 0.286-0.566 | <0.001 | -0.748 | 0.139 | 0.473 | 0.361-0.622 | <0.001 | ||
| Subjective health status |
Good | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Moderate | 0.800 | 0.181 | 2.227 | 1.561-3.176 | <0.001 | 0.986 | 0.149 | 2.679 | 2.001-3.588 | <0.001 | ||
| Poor | 1.508 | 0.200 | 4.518 | 3.054-6.684 | <0.001 | 1.590 | 0.168 | 4.902 | 3.528-6.811 | <0.001 | ||
| χ2(p): 6.323(0.611), -2Log Likelihood: 2606.458, Cox & Snell R2: 0.042, Nagelkerke R2: 0.159 | χ2(p): 17.164(0.028), -2Log Likelihood: 3447.855, Cox & Snell R2: 0.061, Nagelkerke R2: 0.180 | |||||||||||
<Table 4>
Factors Associated with Experiences of Forgoing Diagnostic Testing and Medication Purchase
| Variables | Categories | Forgone Diagnostic Testing | Forgone Prescription or Medication Purchase | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| B | SE | OR | 95%CI | p-value | B | SE | OR | 95%CI | p-value | |||
|
|
||||||||||||
| Sociodemographic characteristics |
Gender | Men | 1.000 | 1.000 | ||||||||
| Women | 0.162 | 0.106 | 1.176 | 0.955-1.449 | 0.128 | 0.261 | 0.199 | 1.299 | 0.879-1.918 | 0.189 | ||
| Age group | 20~29 | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| 30~39 | 0.285 | 0.471 | 1.329 | 0.528-3.345 | 0.545 | -0.974 | 0.652 | 0.377 | 0.105-1.354 | 0.135 | ||
| 40~49 | 0.142 | 0.453 | 1.153 | 0.475-2.798 | 0.754 | -1.025 | 0.614 | 0.359 | 0.108-1.195 | 0.095 | ||
| 50~59 | 0.749 | 0.412 | 2.114 | 0.943-4.738 | 0.069 | -0.145 | 0.480 | 0.865 | 0.338-2.219 | 0.763 | ||
| Over 60 | 0.112 | 0.418 | 1.118 | 0.493-2.538 | 0.790 | -0.156 | 0.493 | 0.856 | 0.325-2.250 | 0.752 | ||
| Education | ≤Elementary school | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Middle/High school | 0.180 | 0.137 | 1.197 | 0.914-1.567 | 0.190 | -0.049 | 0.278 | 0.952 | 0.552-1.643 | 0.860 | ||
| ≥College | 0.192 | 0.216 | 1.212 | 0.794-1.850 | 0.373 | -0.093 | 0.391 | 0.912 | 0.424-1.961 | 0.813 | ||
| Living area | Urban | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Rural | 0.250 | 0.108 | 1.283 | 1.040-1.585 | 0.020 | 0.132 | 0.210 | 1.141 | 0.756-1.722 | 0.531 | ||
| Socioeconomic characteristics |
Household income level |
Q5 | 1.000 | 1.000 | ||||||||
| Q4 | 0.000 | 0.288 | 1.000 | 0.569-1.757 | 1.000 | 0.048 | 0.421 | 1.049 | 0.460-2.394 | 0.909 | ||
| Q3 | 0.357 | 0.260 | 1.430 | 0.860-2.378 | 0.168 | 0.495 | 0.378 | 1.640 | 0.782-3.440 | 0.190 | ||
| Q2 | 0.492 | 0.251 | 1.636 | 1.001-2.378 | 0.049 | 0.374 | 0.385 | 1.454 | 0.684-3.090 | 0.330 | ||
| Q1 | 1.147 | 0.237 | 3.148 | 1.977-5.010 | <0.001 | 0.395 | 0.383 | 1.485 | 0.701-3.142 | 0.302 | ||
| Type of medical coverage |
National Health Insurance | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Medical aid | 0.032 | 0.177 | 1.032 | 0.729-1.461 | 0.858 | 0.914 | 0.300 | 2.494 | 1.925-4.489 | 0.002 | ||
| Private health insurance status |
Insured | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Uninsured | 0.472 | 0.122 | 1.604 | 1.262-2.039 | <0.001 | -0.140 | 0.227 | 0.870 | 0.557-1.358 | 0.539 | ||
| Economic activity status (Current) |
Yes | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| No | 0.334 | 0.120 | 1.396 | 1.101-1.767 | 0.005 | -0.099 | 0.222 | 0.905 | 0.586-1.399 | 0.654 | ||
| Health status | Chronic diseases | Yes | 1.000 | 1.000 | ||||||||
| No | -0.570 | 0.143 | 0.565 | 0.427-0.748 | <0.001 | -0.293 | 0.255 | 0.746 | 0.453-1.231 | 0.251 | ||
| Subjective health status |
Good | 1.000 | 1.000 | |||||||||
| Moderate | 0.705 | 0.152 | 2.024 | 1.501-2.728 | <0.001 | -0.056 | 0.263 | 0.946 | 0.565-1.583 | 0.832 | ||
| Poor | 1.371 | 0.170 | 3.940 | 2.826-5.493 | <0.001 | 1.002 | 0.289 | 2.723 | 1.547-4.794 | 0.001 | ||
| χ2(p): 5.327(0.722), -2Log Likelihood: 3238.744, Cox & Snell R2: 0.056, Nagelkerke R2: 0.174 | χ2(p): 3.527(0.897), -2Log Likelihood: 1245.490, Cox & Snell R2: 0.008, Nagelkerke R2: 0.060 | |||||||||||
Ⅳ. 고찰
이 연구에서는 의료비 부담으로 인한 미충족 의료가 사회경제적 취약성과 건강 취약성이 결합된 집단에서 전반적으로 높게 나타났으며, 특히 읍·면 지역에 거주하는 집단이 진료, 치료, 검사 단계에서 미충족 의료 경험이 더욱 두드러졌다. 이러한 결과는 의료비 부담으로 인한 미충족 의료가 단일 형태의 현상이 아니라 의료이용의 각 단계에서 상이하게 나타나는 복합적 현상임을 보여준다. 즉, 의료비용의 부담이 의료기관 방문, 치료의 지속, 검사 및 의약품 처방 또는 구매 포기 등 의료이용의 각 단계에서 서로 다른 방식으로 작동할 수 있음을 보여주었다. 그리고 선행연구들에서는 주로 미충족 의료의 전체적 경험이나 특정 취약집단의 경험을 중심으로 분석한 반면, 본 연구에서는 미충족 의료를 의료이용 단계별로 세분화하여 분석하였다는 점에서 차별성을 가진다. 이는 의료비 부담이 의료이용 과정의 어느 단계에서 장벽으로 작용하는지를 구체적으로 제시하였다는 점에서 선행연구와 차별화된다.
첫째, 이 연구에서는 사회경제적 취약성이 모든 유형의 미충족 의료에서 공통적으로 중요한 영향요인으로 확인되었다. 선행연구들에서도 미충족 의료는 일반적으로 저소득층이나 낮은 교육수준 등과 같은 사회적·경제적으로 취약한 집단에 더 집중되어 나타났다[8][11][14]. 특히 이 연구에서는 가구소득 1분위 즉, 저소득층이 진료 포기와 치료 포기, 검사 포기 가능성이 높게 나타났고, 민간의료보험 미가입 집단 역시 진료 포기, 치료 포기, 검사 포기의 가능성을 유의미하게 증가시키는 요인으로 나타났다. Jung & Ha[2]의 연구에서도 낮은 사회경제적 수준이 비용 및 접근성과 관련된 미충족 의료와 밀접하게 연관된다고하였고 뿐만 아니라 스트레스, 통증, 우울과 같은 취약성도 미충족 의료와 관련된다고 제시하였다. 즉, Jung & Ha[2]의 연구에서 미충족 의료가 사회경제적 자원과 건강의 취약성이 결합된 결과임을 보여주고 있는데, 이 연구에서도 역시 저소득층과 경제활동 비참여자의 높은 위험을 확인함으로써 이러한 논의를 지지하고 있다. 이는 의료비 부담으로 인한 미충족 의료가 단순히 개인의 건강문제에 의해 발생하는 것이 아니라, 실제로는 경제적 자원과 보장 수준의 차이에 의해 구조적으로 형성되고 있음을 시사한다. 이러한 결과는 저소득층에서 미충족 의료가 더 집중되고, 본인부담 비용이 필수의료 접근의 불평등을 심화시킬 수 있다고 보고한 선행연구의 논의와도 맥락을 같이한다[5][11][15]. 즉, 건강보험 체계가 존재하더라도 실제 의료이용 단계에서는 본인부담금, 비급여, 검사비 및 약제비 등의 경제적 장벽이 여전히 유의하게 작동하고 있으며, 그 영향은 사회경제적 취약계층에서 더욱 두드러지게 나타난다고 볼 수 있다. 우리나라는 의료보장제도를 시행하고 있어 전국민건강보험제도뿐만 아니라 저소득층을 대상으로 한 의료급여제도를 운영하고 있으므로 의료급여 수급자에게 진료비 본인부담 완화 등 의료비 부담을 경감하기 위한 제도적 장치가 마련되어 있다. 따라서이 연구에서 확인된 의료비 부담으로 인한 미충족 의료는 단순히 국가 차원의 의료비 지원의 부족 때문이 아니라 기존의 의료보장제도내에서 개인의 건강상태, 보장 수준, 민간의료보험 가입 여부, 비급여 처치, 의료이용의 지속성 등이 결합되어 복합적으로 작용한 결과이다.
둘째, 건강상태의 취약성은 네 가지 유형의 미충족 의료를 설명하는 가장 일관된 요인이었다. 만성질환이 있는 집단은 모든 유형에서 더 높은 미충족 의료 경험을 보였으며, 주관적 건강상태가 ‘보통’ 또는 ‘나쁨’인 경우에는 ‘좋음’인 경우에 비해 진료 포기, 치료 포기, 검사 포기, 의약품 처방 또는 구매 포기의 가능성이 전반적으로 증가하였다. 특히 주관적 건강상태가 ‘나쁨’인 집단에서 진료 및 치료 포기 경험의 가능성이 가장 높게 나타난 점은 주목할 필요가 있다. 이는 건강문제가 큰 사람일수록 의료 필요도 또한 높지만, 동시에 반복적인 진료와 치료, 검사, 약물 사용에 따른 누적 비용 부담이 더 커지기 때문으로 해석할 수 있다. 다시 말해, 건강이 나쁜 집단일수록 의료서비스를 더 필요로 함에도 불구하고, 비용 부담으로 인해 필요한 의료를 포기할 가능성이 높아지는 상황이 발생하고 있는 것이다. 즉, 건강 필요가 큰 집단일수록 의료이용의 필요성은 높지만, 반복적 진료와 검사, 약물 사용에 따른 누적 비용 부담 때문에 오히려 필요한 의료를 포기할 위험이 커질 수 있다. 따라서 미충족 의료는 건강수요가 낮아서 발생하는 현상이 아니라, 건강취약성과 비용 장벽이 결합될 때 심화되는 현상인 것이다[2][16].
셋째, 이 연구에서는 거주지역에 따라 비용 장벽이 다르게 나타났다. 읍·면 지역 거주자에서 진료 포기, 치료 포기, 검사 포기 가능성이 높게 나타난 결과는 지역 접근성 문제와 연결하여 해석할 수 있다. Chung[17]은 주관적 미충족 의료를 의료 필요를 느끼는 단계와 의료의 필요가 충족되지 않는 단계로 분리해 볼 필요가 있다고 제안하였다. 이는 동일한 미충족 의료라도 어떤 단계에서 장벽이 작동하는지에 따라 정책 개입 지점이 달라질 수 있음을 의미한다. 본 연구에서 읍·면 지역 거주자의 취약성이 비용 부담이 지역적 접근성의 제약과 결합될 때 더 큰 미충족 의료가 발생할 수 있음을 보여주고 있다. 반면 의약품 처방 또는 구매 포기에서는 거주지역의 영향이 유의하지 않았는데, 이는 의약품 구매 단계에서는 지역보다 건강상태와 보장유형이 더 직접적으로 작용했을 가능성을 시사한다. 반면, 의료급여 수급자의 의약품 처방 또는 구매 포기 가능성이 높게 나타났다. 의료급여는 취약계층 보호 기능을 수행하는 제도이지만, 건강상태가 더 취약하고 지속적인 약물치료의 필요도가 높은 집단이므로 의약품 접근 단계에서 비용 또는 기타 현실적 제약을 더 크게 경험하고 있을 가능성을 시사한다. 따라서 취약계층을 대상으로 한 약제비 지원과 복약 지속성 관리 정책이 보다 세밀하게 설계될 필요가 있다.
넷째, 본 연구에서 연령과 성별의 영향이 단변량 분석에서는 일부 유형에서 유의하였으나, 다변량 로지스틱 회귀분석에서는 유의하지 않게 나타났다. 이는 연령이나 성별이 미충족 의료의 직접적 원인이라기보다는, 소득수준, 경제활동 상태, 만성질환 유무, 주관적 건강상태와 같은 변수들을 매개로 작용할 가능성을 보여준다. 즉, 단순히 연령이 높아서 미충족 의료를 경험하는 것이 아니라, 낮은 경제활동 참여, 만성질환 보유, 나쁜 건강상태와 결합되어 더 높은 위험을 보이는 것으로 이해할 수 있다. 따라서 향후 정책 개입 시 성별 및 연령 자체를 기준으로 접근하기보다는, 그 이면에 있는 건강 및 사회경제적 취약성을 함께 고려하는 방식이 더 효과적일 것이다.
다섯째, 의약품 처방 또는 구매 포기는 다른 유형과 비교하여 다소 다른 결정구조를 보였다. 본 연구에서는 의료급여 수급자와 주관적 건강상태가 나쁜 집단에서만 유의한 관련성이 확인되었고, 소득수준이나 민간의료보험 가입 여부는 로지스틱 회귀분석에서 유의하지 않게 나타났다. 이는 의약품 처방 또는 구매 포기 단계의 미충족 의료가 전체적으로 발생 빈도가 낮았으며, 약물 사용의 필요도 자체가 건강상태와 더 직접적으로 연결되어 있기 때문이다. 미충족 의료를 세분화해 볼 필요성을 강조하는 이유도 여기에 있다. Chung[17]의 연구에서 지적하듯, 동일한 미충족 의료라 하더라도 그 안에는 서로 다른 기제가 작동할 수 있으며, 이를 구분하지 않으면 정책 설계가 과도하게 포괄적이거나 비효율적이 될 수 있다. 즉, 본 연구에서 의약품 포기 경험이 다른 유형과 다른 양상을 보인 점은 유형별 접근의 필요성을 실증적으로 뒷받침하고 있는 것이다.
이상의 결과 및 고찰을 바탕으로 몇 가지 정책적 함의를 제안한다. 첫째, 의료비 부담으로 인한 미충족 의료를 완화하기 위해서는 단순히 전체 미충족 의료 경험률을 낮추는 접근을 넘어, 어느 단계에서 어떠한 유형의 미충족 의료가 발생하는지에 근거한 차별화된 정책 개입이 요구된다. 이는 미충족 의료가 개인의 주관적 평가에 의한 단일 경험이 아니라, 가용성, 접근성, 수용성 등의 문제와 결합하여 다양한 양상으로 나타나는 복합적 현상임을 시사하기 때문이다. 따라서 미충족 의료의 경험은 국가 보건의료체계의 효과성과 형평성을 평가하는 중요한 지표로 활용될 수 있으며[18], 향후 정책 또한 유형별 특성과 취약집단의 차이를 반영하여 설계될 필요가 있다. 둘째, 진료 및 치료 포기가 높은 집단에 대해서는 외래 본인부담 완화와 초기 접근성 보장이 중요하며, 검사 포기가 높은 집단에 대해서는 검사비 부담 완화와 지역 간 검사 접근성 개선이 요구된다. 셋째, 의약품 처방 또는 구매 포기와 관련해서는 의료급여 수급자와 건강취약 집단들을 중심으로 약제비 부담 경감, 장기복용 약물에 대한 지원, 복약 연속성 관리가 필요하다. 이를 위해 의료이용 양상과 비용 부담의 차이를 고려하여, 대상자의 특성에 맞게 설계될 필요가 있다. 넷째, 저소득층, 민간의료보험 미가입자, 경제활동 비참여자, 만성질환자, 주관적 건강상태가 나쁜 집단은 여러 유형의 미충족 의료에서 공통적으로 취약한 것으로 나타났으므로, 이들을 대상으로 한 통합적 보장성 강화 정책이 우선적으로 검토될 필요가 있다. 이와 더불어 미충족 의료 감소를 위해 지역사회 기반 일차의료의 강화가 필요하다[17]. 특히 읍·면 지역에는 단순한 비용보조를 넘어, 이동, 접근성, 검사 인프라 등을 포함한 지역 기반 개입이 필요하다.
Ⅴ. 결론
이 연구는만 20세 이상 성인 중 최근 1년 이내 의료서비스 이용 경험이 있는 사람들을 대상으로, 의료비 부담으로 인한 미충족 의료를 네 가지 유형으로 구분하여 그 차이와 영향요인을 분석하였다. 그 결과, 진료 포기 경험은 3.6%, 치료 포기 경험은 5.4%, 검사 포기 경험은 4.9%, 의약품 처방 또는 구매 포기 경험은 1.3%로 나타났다. 또한 저소득층, 민간의료보험 미가입자, 경제활동 비참여자, 만성질환 보유자, 주관적 건강상태가 나쁜 집단에서 비용 부담으로 인한 미충족 의료가 전반적으로 높게 나타났으며, 읍·면 지역 거주자는 진료, 치료, 검사 단계에서 더 취약한 양상을 보였다. 이러한 결과는 비용의 장벽이 의료이용 과정의 어느 단계에서 더 크게 작동하는지를 구체적으로 제시하였다는 점과 의료비 부담으로 인한 미충족 의료가 단일 형태가 아닌 의료이용 단계에 따라 다르게 나타나는 복합적 현상임을 보여준다. 이는 미충족 의료 해소를 위한 정책은 유형별 특성을 고려하여 설계될 필요가 있음을 시사한다. 즉, 의료비 부담은 의료기관에서의 진료 단계, 치료의 지속 단계, 검사 단계, 의약품 접근 단계에서 서로 다르게 작동할 수 있으며, 이에 따라 정책 개입의 지점도 달라져야한다.
이 연구는 횡단면 자료를 사용하였기 때문에 변수 간 명확한 인과관계를 확정하기 어렵고, 자기보고식 응답에 따른 회상오차 가능성이 있으며, 의료제공자의 특성 및 의료소비자의 다양한 객관적 건강상태를 충분히 반영하지 못한 제한점을 가지고 있다. 그럼에도 불구하고 본 연구는 대표성 있는 표본자료를 활용하여 의료비 부담으로 인한 미충족를 유형별로 분석함으로써, 향후 보장성 강화 정책과 취약계층 지원정책의 우선순위 설정애 실증적 근거를 제공하였다는 점에서 의의가 있다.
