민영의료보험 가입결정요인 및

민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향

-사고 및 중독 사례중심으로-

연세대학교 대학원

보건행정학과

나 영 균

민영의료보험 가입 결정요인 및

민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향

-사고 및 중독 사례중심으로-

지도 이 규 식 교수

이 논문을 석사 학위논문으로 제출함

2011년 12월

연세대학교 대학원

보건행정학과

나 영 균

나영균의 석사 학위논문을 인준함

심사위원 인

심사위원 인

심사위원 인

연세대학교 대학원

2011년 12월

-i-

차 례

국문요약 ································································································ⅳ

제1장 서론 ·····························································································1

1.1 연구배경 ·························································································1

1.2 연구목적 ·························································································5

제2장 이론적 배경 ···········································································6

2.1 민영의료보험 ················································································6

2.2 사고 및 중독의 공적의료보장형태 ·······································8

2.3 의료이용에 영향을 미치는 요인 ········································· 9

2.4 선행연구 고찰 ············································································11

1) 민영의료보험 가입결정요인 ···················································11

2) 민영의료보험 가입여부가 의료이용에 미치는 영향 ·········12

제3장 연구방법 ·················································································16

3.1 연구모델 ·······················································································16

3.2 연구자료 및 대상 ······································································17

3.3 측정도구 ·······················································································18

3.4 분석방법 ·······················································································20

제4장 연구결과 ·················································································21

4.1 연구대상 집단의 기본적 특성 ··············································21

4.2 기본적 특성과 민영의료보험특성의 차이 ························24

1) 기본적 특성과 민영의료보험 가입여부의 차이 ················· 24

2) 기본적 특성과 민영의료보험 가입유형의 차이 ················· 26

3) 기본적 특성과 민영의료보험 가입갯수의 차이 ················· 29

-ii-

4.3. 기본적 특성과 의료이용의 차이 ········································32

1) 기본적 특성과 입원이용여부의 차이 ···································32

2) 기본적 특성과 외래이용여부의 차이 ···································34

3) 기본적 특성과 입원이용일수의 차이 ···································36

4) 기본적 특성과 외래이용일수의 차이 ···································38

4.4. 민영의료보험특성과 의료이용의 차이 ·····························40

1) 민영의료보험특성과 입원이용여부의 차이 ·······················40

2) 민영의료보험특성과 외래이용여부의 차이 ·······················41

3) 민영의료보험특성과 입원이용일수의 차이 ·······················42

4) 민영의료보험특성과 외래이용일수의 차이 ·······················42

4.5. 민영의료보험 가입 결정요인 ···············································44

4.6. 민영의료보험이 의료이용여부에 미치는 영향 ·············· 47

1) 민영의료보험이 외래이용여부에 미치는 영향 ·················47

2) 민영의료보험이 입원이용여부에 미치는 영향 ·················48

4.7. 민영의료보험이 의료이용일수에 미치는 영향 ·············· 51

1) 민영의료보험이 외래이용일수에 미치는 영향 ·················51

2) 민영의료보험이 입원이용일수에 미치는 영향 ·················54

제5장 고찰 ···························································································57

5.1. 연구 방법에 대한 고찰 ··························································57

5.2. 연구 내용 및 결과에 대한 고찰 ········································58

제6장 요약 및 결론 ·······································································64

6.1. 연구요약 ····················································································64

6.2. 결론 ·······························································································66

참고문헌 ································································································68

-iii-

표 차 례

<표 1> 연구에 사용된 주요변수와 내용 ······································19

<표 2> 연구대상 집단의 기본적 특성 ··········································23

<표 3> 기본적 특성과 민영의료보험 가입여부의 차이 ············ 25

<표 4> 기본적 특성과 민영의료보험 가입유형의 차이 ············ 28

<표 5> 기본적 특성과 민영의료보험 가입갯수의 차이 ············ 30

<표 6> 가구소득과 민영의료보험 특성의 차이 ··························31

<표 7> 기본적 특성과 입원이용여부의 차이 ······························33

<표 8> 기본적 특성과 외래이용여부의 차이 ······························35

<표 9> 기본적 특성과 입원이용일수의 차이 ······························37

<표 10> 기본적 특성과 외래이용일수의 차이 ····························39

<표 11> 민영의료보험특성과 입원이용여부의 차이 ·················· 40

<표 12> 민영의료보험특성과 외래이용여부의 차이 ·················· 41

<표 13> 가입갯수와 의료이용여부의 차이 ··································42

<표 14> 민영의료보험특성과 의료이용일수의 차이 ·················· 43

<표 15> 민영의료보험가입 결정요인 ············································46

<표 16> 민영의료보험이 의료이용여부에 미치는 영향 ············ 50

<표 17> 민영의료보험이 외래이용일수에 미치는 영향 ············ 53

<표 18> 민영의료보험이 입원이용일수에 미치는 영향 ············ 56

그 림 차 례

<그림 1> Andersen의 의료이용 행태모형 ···································10

<그림 2> 연구모형 ············································································16

-iv-

국문요약

본 연구는 민영의료보험 가입결정요인 및 민영의료보험이 의료이

용에 미치는 영향을 알아보기 위한 목적으로 수행되었다. 연구자료

는 보건사회연구원과 국민건강보험공단의 2009년 의료패널데이터를

사용하였다.

Andersen의 의료이용행태모형을 기반으로 인구학적요인, 사회구

조적요인, 가능요인, 질병요인에 속한 세부변수들과 민영의료보험

가입여부, 가입유형, 가입갯수와 의료이용여부, 의료이용일수 등을

X2검정, t-검정, 분산분석, 상관분석을 시행하여 분석하였다. 또한,

민영의료보험 가입결정요인을 알아보기 위해 인구학적 요인, 사회구

조적요인, 질병요인, 가능요인을 독립변수로 설정하고, 민영의료보험

가입여부를 종속변수로 설정하여 위계적 로지스틱 회귀분석을 실시

하였다. 마지막으로 민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향을 살펴

보기 위하여 two-part model분석을 시행하였다. 첫 단계에서는 인

구학적요인, 사회구조적요인, 질병요인, 가능요인, 민영의료보험특성

을 독립변수로, 사고 및 중독으로 인한 의료이용여부를 종속변수로

하여 위계적 로지스틱회귀분석을 실시하였다. 두 번째 단계에서는

의료이용을 했다고 응답한 사람에 대해 인구학적요인, 사회구조적요

인, 질병요인, 가능요인, 민영의료보험특성을 독립변수로, 종속변수로

는 사고 및 중독으로 인한 의료이용일수에 로그값을 취하여 위계적

다중회귀분석을 실시하였다.

본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다.

우선 민영의료보험 가입결정요인에 대해 살펴보면, 성별, 연령, 결

혼상태, 동거여부, 일자리유형, 만성질환여부, 장애여부, 가구소득, 의

-v-

료보장형태변수가 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 즉, 남성, 연령

이 어릴수록, 유배우자, 가족과 동거하는 경우, 교육수준이 높을수록,

소득이 있는 직업과 14세 미만인 경우, 만성질환보유자, 비장애인,

가구소득이 높을수록, 건강보험가입자의 경우 민영의료보험의 가입

확률이 높았다.

두 번째로 민영의료보험이 사고 및 중독으로 인한 의료이용에 미

치는 영향을 살펴보면, 먼저 이용여부에서는 민영의료보험가입유형

이 미가입자에 비해 외래의 경우 정액형이 1.192배, 실손형이 1.421

배, 중복가입이 1.738배 높았다. 입원의 경우는 정액형이 1.429배, 실

손형이 2.741배, 중복가입이 3.016배 높았다. 그러나 이용일수에서는

입원과 외래모두에서 민간보험가입여부 및 유형이 의료이용에 미치

는 영향이 통계적으로 유의하지 않았다.

이상의 결과를 요약하면 민영의료보험의 가입자는 미가입자에 비

해 사회 경제적으로 유리한 위치에 있고, 또한 이들은 민영의료보험

미가입자보다 의료비부담이 낮기 때문에 비교적 경미한 부상에도

의료를 이용할 확률이 높은 것으로 나타났다.

본 연구를 통해 민영의료보험이 의료이용의 접근성을 향상시켜주

는 것을 확인하였고, 이용일수가 증가하는 도덕적 해이는 발견되지

않았다. 하지만 우리나라의 국민1인당 의사방문횟수가 OECD국가에

비해 현저하게 높은 점과 급격한 국민의료비증가를 감안할 때, 민영

의료보험의 역할에 대한 깊은 논의가 요구된다.

핵심용어: 민영의료보험, 민영의료보험 가입결정요인, 의료이용, 의

료패널, 도덕적 해이

-1-

제1장 서론

1.1. 연구배경

민영의료보험은 건강보험의 보장성강화 및 건강보험의 지속가능

성과 더불어 보건의료관련 정책의 주요 이슈 중 하나이다.

우리나라의 건강보험은 1977년 도입된 이래로, 경제발전에 부담을

주지 않으면서 전국민건강보험 달성을 용이하게 하기 위해 저부담,

저수가, 저급여의 형태로 발전되어왔다. 이러한 발전방향으로 다른

나라에 비하여 빠른 기간 내에 전국민건강보험을 달성할 수 있었다

(이규식, 2008). 하지만 저부담, 저수가, 저급여의 구조로 발전되었기

때문에 건강보험 보장성은 2009년 기준 58.2%로 OECD 평균 71.9%

에 비해 매우 낮은 실정이다(정형선, 2010). 건강보험의 낮은 보장성

을 보완하기 위하여 많은 국민들은 민영의료보험에 가입하고 있다.

2009년 의료패널 자료에 따르면 전국민의 67.3%가 민영의료보험에

가입하고 있었다.

최근 건강보험 재정의 급속한 증가로 건강보험의 지속가능성이

우려되고 있다. 국민건강보험공단의 건강보험정책연구원에 따르면

2010년 현재 약 35조원인 건강보험재정은 2020년이 되면 100조원을

육박할 것이라고 전망하고 있다. 이렇게 건강보험 재정이 급속히 증

가하는 이유에는 노인인구의 증가, 소득수준의 향상, 신의료기술의

발달로 인한 의료수요의 증가 등을 열거하고 있다.

-2-

이와 같이 건강보험에는 저급여로 인한 낮은 보장성의 문제와 의

료수요의 증가로 인한 재정악화의 문제가 상충되어 있다. 이러한 딜

레마를 해결하려면 건강보험료를 올려서 수입을 확충하고, 다른 한

편으로는 불필요한 지출을 줄여야 할 것 이다. 이를 통해 건강보험

의 재정을 건전화함과 동시에 보장성을 확대해가는 정책이 필요하

다. 그러나 보험료 인상은 국민들의 저항에 부딪히고, 지출되는 비

용을 줄이려는 정책은 의료공급자들의 이해와 관련되어 효과를 거

두기 위한 정책을 실행하기 어려운 실정이다.

이러한 상황의 대안으로 보충형(supplementary) 민영의료보험을

중심으로 하는 민영의료보험의 활성화가 제시되고 있다. 대안의 주

요 골자는 건강보험이 재정문제로 급여화하지 못한 비급여부분에

대해서 민영의료보험이 보충적인 역할을 담당하게 함으로서, 국민건

강보험의 낮은 보장성 문제를 보완하자는 것이다.

그러나 민영의료보험 활성화에는 많은 논쟁이 이루어지고 있다.

논란은 크게 두 가지로 요약된다. 첫 번째 가장 큰 우려는 국민건강

보험의 재정악화를 유발한다는 것이다. 국민건강보험은 불필요한 의

료이용을 방지하기 위해 본인부담금제를 실시하고 있다. 본인부담금

제란 총진료비의 정률을 이용자(환자)가 지불하게끔 하는 제도이다.

이는 이용자에게 비용에 대한 시그널을 주어서 효율적인 의료이용

을 하도록 도모하여 의료자원의 합리적 배분을 달성하고자하는 목

적으로 도입되었다(이규식, 2008). 그러나 이러한 본인부담금을 지원

해주는 실손형 민영의료보험이 도입되면 본인부담금제의 본래 기능

이 상쇄되어버리게 된다. 따라서 보험에 가입한 사람은 의료이용을

-3-

함에 있어 비용인식이 결여되어 한계비용이 zero가 될 때까지 의료

이용을 하는 도덕적해이(Moral hazard)가 발생할 우려가 있다(

Feldstein, 2005).

건강보험의 재정은 전국민이 한 해 동안 얼마만큼의 의료이용을

할 것인지와 의료수가를 감안하여 산출한 보험료와 국고지원을 합

하여 이루어진다. 그러나 민영의료보험에 가입한 사람들이 본인부담

금에 대한 보상을 받는다면, 가격탄력성이 제로에 접근하게 되어 의

료이용이 많아져 건강보험의 재정 소요가 증가할 가능성이 있다.

두 번째는 의료이용의 불형평성 문제이다. 국민건강보험은 전국민

이 강제적으로 가입되며 소득에 비례하여 건강보험료를 내고 필요

에 따라 의료이용을 하도록 설계되어 있다. 따라서 소득의 재분배효

과와 함께 건강수준에 따른 재분배효과가 동시에 나타난다. 그러나

민영의료보험은 이러한 소득의 재분배, 건강수준의 재분배 기능이

없다. 그리고 민영의료보험의 가입자는 비가입자에 비해 지불능력이

높다. 그런데 민영의료보험 가입자가 의료이용을 더 경우 지불능력

이 높은 사람이 의료이용을 더 많이 하게 되는 결과가 나타날 수

있다. 이는 건강보험의 기본철학에 위배될 뿐만 아니라 오히려 역진

적인 이용을 유발할 수 있다

한편, 본인부담금을 보장하는 실손형 민영의료보험뿐만 아니라 정

액형 민영의료보험도 불필요한 의료이용을 유발할 유인을 가진다.

정액형 보험은 의료이용으로 인하여 발생하는 실비를 보상하는 것

이 아니라, 진단여부, 입원여부, 입원기간 등에 따라 일정액을 상환

해준다. 이에 따라 보험금을 받기위해 입원이 필요치 않은 경우에도

-4-

입원을 하는 유인이 발생할 수 있고, 또한 입원기간에 따라 보험금

액이 증가하므로 입원일수를 증가시키는 유인이 될 수 있다.

민영의료보험의 부작용은 국민건강보험에 그치지 않는다. 국민건

강보험과는 별개로 의료비용을 보장하는 보험에는 산업재해보상보

험(이하 산재보험)과 자동차보험이 있다. 산재보험과 자동차보험은

건강보험과는 다르게 의료이용자의 본인부담금이 없다. 또한 의료이

용에 따른 경제적 손실에 대한 보상도 해준다. 무료로 진료를 받을

뿐 아니라 입원을 오래할수록, 외래이용을 오래할수록 경제적인 보

상까지 증가하게 되어, 가능한 오래 의료이용을 하려는 유인이 생기

게 된다. 이러한 이유로 이 두 보험은 건강보험에 비하여 입원율이

월등히 높거나, 입원기간이 길다는 조사결과가 나오고 있다. 국민권

익위원회의 발표에 따르면 동일 부위의 손상에 대한 치료기간이 건

강보험에 비해 최대 7.7배 이상 긴 것으로 나타나고 있다(2009년 3

월 30일 권익위 보도자료). 이는 보장성이 높은 의료보장형태에서

불필요한 의료이용이 존재하고 있다는 것을 증명해주는 결과이다.

게다가 산재보험과 자동차보험을 통해 무상으로 의료를 이용하게

되는 환자가 정액형 민영의료보험을 가입하고 있을 경우, 민영의료

보험에서 나오는 부가적인 보험금 때문에 불필요한 의료이용이 더

욱 증가될 유인을 가지게 된다.

그러나 이러한 논란은 실증적인 분석이 부족하며, 어디까지나 추

측이나 가정에 기반을 둔 경우가 대부분이다. 민영의료보험과 관련

하여 가입을 결정하는 요인이나 민영의료보험이 의료이용에 미치는

영향을 분석한다는 것은 앞으로 건강보험정책의 수립에도 많은 참

고가 될 것이라는 점에서 연구의 의의가 크다고 여겨진다.

-5-

1.2. 연구 목적

본 연구는 민영의료보험의 가입을 결정하는 요인과 민영의료보험

이 의료이용에 미치는 영향을 분석하여 민영의료보험의 합리적인

역할을 제시하는데 그 목적을 두었다.

이러한 연구 목적을 수행하기 위하여 2009년 의료패널데이터를

사용하여 구체적으로 다음과 같은 내용을 분석하기로 하였다.

첫째, 민영의료보험 가입 결정요인을 규명한다.

둘째, 기본적 특성, 의료보장특성, 민영의료보험특성에 따라 의료

이용에 차이가 있는지를 분석하여 본다.

셋째, 민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향을 분석한다.

-6-

제2장 이론적 배경

2.1. 민영의료보험

민영의료보험은 개인과 그 가족의 의료비부담을 경감하기 위하여

구매의사와 구매능력이 있는 개인이 금융시장에서 구입할 수 있는

금융상품이자 동시에 국민건강보험에서 부분적으로 부과되는 진료

비에 대한 지불수단이다(이용갑, 2009).

민영의료보험은 다양한 방식으로 구별할 수 있다. 먼저 보험금 지

급방식을 기준으로 정액형과 실손형으로 구분할 수 있다. 정액형은

진단 혹은 의료이용시 의료이용으로 인하여 생기는 비용에 관계없

이 계약한 보험금을 지급한다. 반면 실손형은 실제 의료서비스를 이

용한 비용에 대해 보장을 하는데, 건강보험의 급여항목외 비급여서

비스이용 비용의 일부를 보상하는 비급여보충형(supplementary)과

급여에서 제공되는 서비스를 이용하되, 특별한 조치(예:특실이용, 선

택진료비용등)를 위한 법정본인부담을 보상하는 법정본인부담보충형

(complementary)이 있다. 우리나라는 이 두 형태가 혼합되어 있다.

마지막으로 실손형 민영의료보험의 상품은 보험회사마다 상이하

였으나 2009년 7월 보험업감독규정의 개정 및 2009년 9월 금융감독

원의 ‘실손의료보험 표준화 방안’ 발표에 따라, 10월 1일부터 보험회

사에서 판매하는 실손의료보험상품의 담보항목 및 담보내용 등이

표준화되었다. 구체적인 내용을 살펴보면, 우선 담보항목은 상해(입/

-7-

통원), 질병(입/통원), 종합형(입/통원) 등 총 6종류로 분류되고, 입원

의료비의 경우 최고 5000만원 한도 이내에서 연간 본인부담금이

200만원 이하인 경우 90%까지 보장(200만원 초과분은 전액보장)을

받게 되며, 통원의료비의 경우 최고 30만원 한도 이내에서 연간 180

회까지 가능하며, 공제금액은 의료기관의 종류별로 차등(의원:1만원,

병원 1.5만원, 종합전문병원: 2만원공제)을 두게 되었다.)

OECD에서는 민영의료보험을 지급범위를 기준으로 1차적 보험

(primary), 법정본인부담보충형, 비급여보충형, 중복형으로 구분한다.

일차형(primary)은 공적보험의 적용을 받지 않으면서 이용하는 민영

의료보험이다. 둘째 법정본인부담보충형(complementary)은 공적건강

보장제도가 전국민에게 의료서비스를 제공하면서 발생하는 본인부

담액(법정본인부담금이나 빠른 진료를 위한 특별진료료 등)을 보장

하기 위하여 가입하는 민영의료보험이다. 셋째로 비급여보충형

(supplementary)은 공적건강보장제도가 보장하지 않는 비급여서비스

를 보장하기 위하여 가입하는 민영의료보험이다. 마지막으로 중복형

(duplication)은 공적건강보장제도가 전국민에게 의료서비스를 제공

하지만 별도의 공급체계를 통해 의료서비스를 이용하기 위해 국민

들이 가입하는 민영의료보험이다.(윤희숙, 2008)

-8-

2.2. 사고 및 중독의 공적의료보장형태

우리나라에서는 사고나 중독의 발생장소 및 이유 혹은 경제적 상

태에 따라 적용되는 보험제도가 다르다. 크게 건강보험, 의료급여,

자동차보험, 산업재해보상보험(이하 산재보험) 등으로 나눌 수 있다.

자동차로 인한 사고로 다쳤을 시에는 자동차보험으로, 사업장에서

근로 중 혹은 근무와 관련된 행위를 하다가 다쳤을 시에는 산업재

해보상보험으로, 그 외에는 건강보험과 의료급여로 보상된다.

이 경우 보장범위는 보험제도에 따라 각기 다르다. 건강보험의 경

우는 질병의 경우와 마찬가지로 일정부분 개인이 부담하고 그 외의

진료비는 보험자인 건강보험공단에서 부담한다. 의료급여제도는 생

활유지 능력이 없거나 저소득층 국민의 의료문제를 국가가 보장하

는 공공부조제도로써 의료급여수급권 1종과 2종으로 구분된다.

의료급여 1종의 경우 입원시 본인부담금이 없고, 외래의 경우는

의료기관별로 의원급은 1,000원, 병원급은 2,000원, 상급종합병원급

은 3,000원의 본인부담금을 받고 있다. 의료급여 2종의 경우 입원은

진료비의 10%의 본인부담금을, 외래는 의원급 1,000원, 병원급과 상

급종합병원급은 진료비의 15%를 본인부담금으로 부과하고 있다. 이

러한 의료급여 수급권자의 본인부담금을 보조하기 위하여 일정액을

수급자에게 현금으로 주고 여기에서 지불토록 하고있다.

자동차보험은 민영보험회사에서 운영하나, 책임보험 같은 경우 자

동차 소유자는 강제가입을 원칙으로 함에 따라 공적인 기능을 수행

하기에 사회보험의 한종류로 간주하는 것이 타당할 것이다. 자동차

-9-

보험 적용 시 진료비 전액은 물론 위자료, 휴업손해액, 치료관계비

용 등의 부가적인 보험금을 제공받게 된다.

산재보험은 산재근로자와 그 가족의 생활을 보장하기 위하여 국

가가 책임을 지는 의무보험으로 국가가 사업주로부터 소정의 보험

료를 징수하여 그 기금으로 사업주를 대신하여 산재근로자에게 보

상을 해주는 제도이다. 산업재해로 인하여 의료를 이용할 경우에는

의료비 전액은 물론 휴업급여라는 이름으로 치료를 받는 동안에는

임금의 70%를 보상해준다.

2.3. 의료이용에 영향을 미치는 요인

의료의 이용은 건강상태의 악화 및 사고로 인한 손상 발생 시 환

자의 의사결정을 통해 이루어진다. 이러한 의사결정에는 건강상태

및 손상상태 뿐만 아니라 환자본인의 사회경제적요인과 의료이용의

선호가 고려된다.(Andersen et al, 1973)

Andersen은 의료이용에 대한 결정요인을 소인성 요인

(predisposing determinant), 가능 요인(enabling), 질병 요인(need)의

세 가지 요인의 범주로 구분하였다. 소인성 요인은 ‘어떤 현상이 나

타나게 하는, 즉 그러한 소인을 주는’ 요인이라는 뜻으로 성, 연령,

결혼상태 등의 인구학적 요인과 가구주의 직업, 교육정도, 인종 등

의 사회구조적 요인, 질병과 보건의료에 대한 태도 등을 나타내는

건강믿음 요인을 포함하고 있다. 가능요인은 ‘의료 이용을 할 수 있

게 하는, 즉 가능하게 하는’ 요인이라는 뜻으로 가구의 소득, 재산

-10-

등의 가족자원과 의료자원, 의료기관까지 가는데 걸리는 시간, 대기

시간 등의 지역사회 자원 등이 포함된다. 마지막으로 질병요인이라

고도 하는 필요(need) 요인은 환자가 느끼는 주관적 필요와 의학적

으로 정의한 객관적 필요 등을 포함한다(Andersen et al, 1973).

본 연구에서는 의료비보장형태와 민영의료보험의 가입 및 유형을

제외한 요인을 Andersen의 모형을 기반으로 설명하고자 한다.

<그림 1> Andersen의 의료이용 행태모형

-11-

2.4. 선행연구 고찰

1) 민영의료보험 가입결정요인

민영의료보험 가입결정요인에 대한 국내・외의 선행연구들을 살

펴보면 다음과 같다. 대부분의 연구들에서 소득수준이 높을수록, 교

육수준이 높을수록, 건강상태가 좋을수록 민영의료보험 가입확률이

높게 나타났다(Liu and Chen, 2002; Buchmueller et al, 2004; Saliba

and Ventelou, 2007; 윤태호 외, 2005; 허은정과 김지경, 2009; 윤희

숙, 2008; 이현복 외, 2011). 더불어 소득이 높을수록 보장성이 높은

보험을 가입하는 것으로 제시되었고(Saliba and Ventelou, 2007), 또

한 주관적 건강수준이 낮다고 대답한 사람의 가입확률이 더 낮게

나났다. 이는 민영의료보험회사에서 위험 선택이 존재함을 암시하였

다(윤태호 외, 2005)

연령에 있어서는 연령이 증가할수록 가입확률이 높아진다는 연구

결과(Buchmueller et al, 2004)와 연령이 증가할수록 가입확률이 높

아지다가 65세 이상에서는 가입확률이 다시 낮아진다는 연구결과

(Liu and Chen, 2002; 윤태호 외, 2005)가 제시된 반면 나이가 적을

수록 가입확률이 높아진다는 상반된 연구결과(허은정과 김지경,

2009; 윤희숙, 2008; 이현복 외, 2011)도 제시되었다. 연령이 증가할

수록 민영의료보험 가입확률이 낮아진다는 것은, 보험사의 위험선택

행위에 따른 결과로 설명되었다.

한편 고용상태와 직종이 민영의료보험에 매우 유의한 영향을 준

-12-

다는 몇몇의 연구결과가 있었는데, 직장단체가입으로 인하여 고용상

태가 매우 설명력이 높게 나타났고, 임금근로자인 경우, 경제활동

이 안정적일수록 민영의료보험 가입확률이 높았다(Buchmueller et

al, 2004; Saliba and Ventelou, 2007; 이현복 외, 2011).

이러한 요인들 외에도, 1998년 프랑스의 서베이자료를 이용하여

25세 이상 성인들의 보험가입결정요인을 분석한 결과, 남성보다 여

성이, 기혼자일수록 보험가입확률이 높게 나타났다(Buchmueller et

al, 2004; 허은정과 김지경, 2009). 2000년 프랑스의 서베이자료를 이

용하여 분석한 결과 가구원 수, 보조의료기기 지출액 변수가 포지티

브(+)한 영향을 미쳤다.

국내 선행연구에는, 2004년 부산시민 건강조사 자료를 활용하여

20세 이상을 대상 분석한 결과에서는 의료급여수급권자보다 건강보

험 가입자가 민영의료보험 가입확률이 높았고(윤태호 외, 2005), 국

민건강보험공단, 심사평가원, 민영의료보험회사의 자료를 연계하여

probit모형을 이용해 분석한 결과 도시에 거주할수록, 과거질병력이

없을수록 가입확률이 높아진다고 하였다(윤희숙, 2008). 또한 2008

한국의료패널 데이터를 활용하여 로지스틱회귀분석을 한 결과 만성

질환이 있거나 응급서비스 및 입원경험이 있는 경우 민영의료보험

의 가입률이 낮게 나타났다(이현복 외, 2011)

2) 민영의료보험 가입여부가 의료이용에 미치는 영향

민영의료보험 가입여부가 의료이용에 미치는 여향에 대한 국내・

-13-

외의 선행연구들을 살펴보면 다음과 같다.

칠레의 경우 민영의료보험의 영향이 입원과 관련해서는 미미한

반면, 외래 이용에서는 뚜렷한 차이가 있다고 제시되었고(Sapelli

and Vial, 2003), 프랑스의 서베이자료를 이용하여 분석한 결과 민영

의료보험 가입자의 의사방문 확률이 뚜렷이 높음이 나타났는데, 저

자는 이를 민영의료보험 가입자의 도덕적 해이 때문이라고 판단하

였다(Buchmueller et al, 2004).

국내 선행연구를 보면, 민영의료보험가입여부가 의료이용에 미치는

영향에 있어서 상반된 결과들이 제시되고 있다. 민영의료보험 가입여

부가 의료이용량(입원, 외래 모두)을 증가시킨다는 연구들과(정기택

외, 2006; 박성복과 정기호, 2011; 이창우, 2010; 박해구, 2010), 외래

에서만 통계적으로 유의한 이용량 증가가 나타난 연구(유창훈 외,

2011), 민간의료보험가입여부가 의료이용량에 통계적으로 유의한 영

향이 없음을 제시한 연구들이 있다(윤희숙, 2008; 강성욱 외 2010).

각 선행연구들에 대해 세부적으로 보면, 먼저 국민건강보험 청구

자료와 시장점유율 상위 2개의 민영의료보험 가입자료를 연계하여

실증분석을 실시한 결과 민영의료보험 가입 여부가 입원일수에는

유의한 영향을 미치지 않았고, 입원비용은 가입자에게서 더 낮고,

외래의 경우에는 민영의료보험 가입으로 인한 도덕적 해이가 나타

남이 제시되었다(정기택 외, 2006). 그러나 상위 2개 이외의 민영의

료보험 가입자는 민영의료보험 미가입자로 간주하는 문제점이 존재

함을 고려해야 한다.

또한, 2008년 상반기 의료패널 자료를 이용하여 이변수 프로빗모형

-14-

을 이용하여 민영의료보험가입이 의료이용에 미치는 영향을 분석한

결과, 민영의료보험 가입자일수록 의료이용을 많이 하는 것으로 제시

되었다. 그러나 종속변수를 6개월간 의료이용을 이용하였는지 여부로

정하여서 의료이용여부만 알 수 있었다(박성복과 정기호, 2011).

한국복지패널 4차년도 조사자료를 이용하여 개인의 민영의료보험

의 보유가 입원이용에 어떠한 영향을 미치는지 실증 분석한 결과

입원과 관련하여 다수의 민영의료보험을 보유하고 있는 개인의 보

험효과가 상대적으로 높을 가능성이 큰 것으로 나타났다(이창우,

2010)

2008년 한국의료패널조사자료의 민영의료보험 가입자를 대상으로

외래 및 입원서비스의 이용량과 진료비를 종속변수로 하고, 인구사

회학적, 경제적, 건강관련 변수를 통제변수로 하여 정액형 민영의료

보험과 대비하여 실손형이 외래 및 입원서비스 이용에 미친 영향을

분석한 결과, 실손형 보험가입자는 정액형에 비해 외래서비스(외래

방문횟수와 외래총 본인부담금) 모두에서 의료이용을 많이 한 것이

나타났지만 입원에서는 유의한 차이를 관찰할 수 없었다(유창훈 외,

2011). 그러나 실손형과 정액형 둘다 가입한 사람을 실손형으로 처

리한 것과 자동차보험 혹은 산재보험으로 인하여 의료이용을 한 것

에 대해 구분을 하지 않은 아쉬움이 있다.

박해구 (2010)의 연구에서는 유사실험(Quasi-experimental

design)을 구성하여 분석하였다. 조건으로는 한 직장의 모든 직원에

대하여 1년간 입원비용을 보장하는 실손형 민영의료보험을 단체로

가입하였다. 이들에 대하여 가입 전, 후, 가입해제 후 각 1년씩의 의

-15-

료비 이용 자료를 비교하였으며, 민영의료보험에서 보장하는 입원비

용과 보장하지 않는 외래의료비를 따로 확인하여 이중차이법(DID)

를 이용하여 분석하였다. 대조군으로는 국민건강보험 직장가입자로

하였다. 비교결과 민영의료보험 가입군에서 보험가입기간동안의 연

간 증가율이 과거에 비해서 높았고, 대조군인 직장가입자의 증가율

에 비하여도 높았다. 또한 보장을 받는 입원과 그렇지 않은 외래의

의료비 추세를 비교한 결과, 보장을 받는 기간의 입원 의료비만 증

가하는 결과가 나왔다. 따라서 민영의료보험 가입이 의료이용을 증

가하였다고 제시하였다.

반면에 윤희숙(2008)의 연구에서는 국민건강보험공단, 심사평가원,

민영의료보험회사의 자료를 연계하여1) 분석하였는데, 연구결과 외래

일당 의료비를 제외한 입원 및 외래이용 변수 모두에서 민영의료보

험 가입자에게서 통계적으로 유의하게 낮게 나타났다. 따라서 민영

의료보험이 공적보험의 재정을 악화시킨다고 판단하기 어렵다는 결

론을 제시하였다.

또한 고령화패널 자료로 민영의료보험 가입여부 변수의 내생성을

통제하기 위하여 구조모형을 채택하여 설명변수로는 민영의료보험

가입여부를 보았고, 의료이용에 미치는 인구사회학적변수, 경제적변

수, 건강에 관련한 변수를 통제하여 분석하였다. 결과 민영의료보험

은 의료이용에 영향을 미치지 않았다고 하였다(강성욱 외, 2010).

1) 총 35개의 민영의료보험회사의 가입자료를 확보하였으며, 국민건강보험공단으로

부터 비가입자군에 대한 자료 및 가입자와 비가입자 모두의 소득과 재산 등의 자

료를 얻었다. 심사평가원으로부터는 개인이 가진 질병의 종류와 수를 확인하여 개

인의 건강상태를 파악하였다.

-16-

제3장 연구방법

3.1 연구 모델

Andersen의 의료이용 결정요인에 따르면 의료이용 여부는 인구학

적 요인, 사회구조적 요인, 가능요인, 질병요인 등에 영향을 받는다.

인구학적 요인은 성별, 연령, 결혼상태, 동거여부를, 사회구조적요

인은 교육수준, 일자리유형을, 가능요인은 가구소득, 의료보장형태를,

질병요인은 만성질환유무와 장애유무를 통제변수로 설정하였고, 민

영의료보험 가입 여부 및 유형을 독립변수로 설정하였다. 마지막으

로 종속변수는 사고 및 중독으로 인한 의료이용변수로 입원 이용여

부 및 이용일수, 외래 이용여부 및 이용일수로 설정하였다.

<그림 2> 연구 모형

-17-

3.2 연구자료 및 대상

본 연구는 한국보건사회연구원과 건강보험공단이 수행한 2009년

의료패널조사 자료를 활용하였다. 의료패널조사는 고령화 등으로 인

한 급격한 의료비증가와 관련하여 적정한 의료비에 대한 정부 정책

의 수립과 시행의 기초자료로 활용하기 위하여 한국보건사회연구원

과 국민건강보험공단이 2008년부터 수행하고 있다.

의료패널조사에서 조사내용은 크게 가구와 가구원을 대상으로 인

구사회적 특성을 조사하였는데 가구를 대상으로 가구원수, 가구 구

성, 소득, 주거형태, 민영의료보험가입 등에 관하여 조사하고, 가구원

대해서는 연령, 성, 교육수준, 직업, 의료보장유형 등을 조사하였다.

또한, 만성질환 및 의약품 이용, 응급서비스, 입원서비스, 외래서비

스, 출산 등에 관련된 의료이용 등을 입원, 외래, 응급 각 영역별로

이용횟수 및 진료비 등을 조사하였다. 특히 의료패널조사에서는 민

영의료보험의 가입에 관련된 조사를 구체적으로 수행하였는데, 가입

여부 뿐만 아니라 급여지불형태, 가입상품, 가입기간, 보험료뿐만 아

니라 가입이유 및 가입거절 사유, 보험금지급 등 민영의료보험에 관

련된 다양한 자료를 구축하였다.

본 연구의 분석대상자는 크게 두 부분으로 나눌 수 있다. 첫 번째

분석에서는 의료패널조사에 참여한 전체 조사대상자 21,182명 가운

데 자료가 부실한 29명을 제외한 21,153명을 대상으로 민영의료보험

가입 결정요인을 분석하고, 민영의료보험의 가입여부 및 유형이 사

고 및 중독으로 인한 의료이용 여부에 영향을 미치는지를 알아보았

-18-

다. 또한 사고 및 중독으로 인한 의료이용여부에서 의료이용을 한

사람을 대상으로 민영의료보험이 의료이용량에 영향을 미치는지를

살펴보았다. 2009년 의료패널조사결과 사고 및 중독으로 외래이용을

한사람은 1,401명이고, 입원이용을 한사람은 244명이었다.

3.3 측정도구

본 연구의 종속변수는 의료이용에 관한 것으로서 입원이용여부,

입원이용일수, 외래이용여부, 외래이용일수의 4가지로 구분하여 분

석하였다.

독립변수는 민영의료보험 가입여부 및 가입유형인데, 가입형태는

미가입, 정액형가입, 실손형가입, 정액형과 실손형 중복가입으로 구

분하였다.

통제변수는 인구사회학적요인으로 성별, 연령, 결혼상태, 동거 여

부, 교육수준, 일자리유형을, 질병요인으로 만성질환유무, 장애유무

를, 가능요인으로 가구소득, 의료보장형태를 설정하였다.

-19-

<표 1> 연구에 사용된 주요변수와 내용

변수 측정수준

통제

변수

인구

학적

요인

성별 1=여자 0=남자

연령

1=0~20세

2=21~40세

3=41~60세

4=61세 이상

결혼상태 1=유배우 0=배우자없음

동거여부 1=동거 0=비동거

사회

구조적

요인

교육수준

1=초등학교 졸업이하

2=중 고등학교 졸업이하

3=대학재학 이상

일자리유형

1=임금근로자 2=고용주

3=무급가구근로자

4=14세이상 무직

5=14세미만

가능

요인

가구소득실금액

(다변량분석시 제곱근값 사용)

의료보장형태 1=의료급여 0=건강보험

질병

요인

만성질환유무 1=유 0=무

장애유무 1=유 0=무

독립

변수

민영보험민영보험

가입유형

1=미가입

2=정액형

3=실손형

4=중복가입

의료비

보장형태

사고시

의료비보장형태

1= 건강보험

2= 의료급여

3= 자동차보험

4= 산재보험

종속

변수

이용여부입원이용여부

1=유 0=무외래이용여부

이용일수외래이용일수 실 이용일수

(다변량분석시 Log값 사용)입원이용일수

-20-

3.4 분석방법

자료는 SPSS 18 for windows 통계프로그램을 이용하였으며, 다

음과 같이 분석하였다.

첫째, 연구대상 집단의 기본적 특성을 빈도분석으로 살펴보았다.

둘째, 기본적 특성과 민영의료보험가입여부 및 유형에 대해서 교

차분석을 실시하였고, 민영의료보험 가입개수에 대해서 t-test와 분

산분석을 실시하였으며, 가구소득과는 t 검정, 분산분석, 상관분석을

실시하였다

셋째, 기본적 특성과 사고 및 중독으로 인한 의료이용 여부간의

관계를 분석하기 위해 교차분석을 실시하였고, 입원 및 외래일수와는

t 검정, 분산분석을 실시하였으며, 가구소득과 의료이용 변수간에는 t

검정과 분산분석, 상관분석을 실시하였다.

넷째, 민영의료보험 가입여부 및 유형과 의료이용 변수의 관계를

분석하기위해 교차분석, t 검정, 분산분석, 상관분석을 실시하였다.

다섯째, 민영의료보험 가입에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위

해 종속변수를 가입 여부, 독립변수를 기본적 특성으로 하여 로지스

틱 회귀분석을 실시하였다.

여섯째, 독립변수를 기본적 특성과 민영의료보험가입여부 및 유형

으로 하고 사고 및 중독으로 인한 입원 및 외래이용여부를 종속변

수로 하여 로지스틱 회귀분석을 실시하였다.

일곱째, 독립변수로 기본적 특성과 민영의료보험가입여부 및 가입

유형으로 하고 사고 및 중독으로 인한 입원과 외래 이용일수를 종

속변수로 하여 다중회귀분석을 실시하였다.

-21-

제4장 연구 결과

4.1 연구대상 집단의 기본적 특성

연구대상 집단의 기본적 특성을 살펴보면 첫째로 인구학적 요인

을 보면, 성별로는 남자가 49.1%(10,379명), 여자가 50.9%(10,774명)

로 여자가 다소 많았고, 연령별로는 0~20세가 25.2%(5,340명), 21~40

세가 26.8%(5,659명), 41~60세가 28.4%(6007명), 61세 이상이

19.6%(4,147명)으로 41~60세가 가장 많았다. 결혼 상태는 배우자 있

음이 51.8%(10,943명), 배우자 없음이 48.2%(10,175명)로 배우자가

있는 사람이 더 많았고, 가족과의 동거여부는 동거가 94.3%(19,954

명), 비동거가 5.7%(1,199명)로 대부분이 가족과 동거하였다.

둘째로 사회구조적 요인을 보면, 학력은 초등학교 졸업이하가

30.7%(6,484명), 중 고등학교 졸업이하가 40.4%(8,537명), 대학교 재

학이상이 29%(6,139명)로 중 고등학교 졸업이하가 가장 많았다. 일

자리유형은 임금근로자가 28.7%(6,073명), 고용주 12.4%(2,630명), 무

급가구근로자 3.9%(818명), 14세 이상 비경제활동 35.0%(7,414명),

14세미만 19.9%(4,217명) 이었다. 경제활동유무는 경제활동함

45.0%(9,521명), 경제활동안함 35.1%(7,414명), 14세미만 19.9%(4,217

명) 이었다.

셋째로 질병요인을 보면, 만성질환 유무에서는 만성질환 없음이

54.8%(11,587명), 만성질환 있음이 45.2%(9,566명)이었으며, 장애의

유무에서는 비장애가 95.5%(20,201명), 장애가 4.5%(952명)로 비장애

-22-

인이 많았다.

넷째로 가능요인을 보면, 가구소득의 평균은 3814.88만원(표준편차

2798.57만원)이었다. 의료보장형태는 건강보험가입자가 95.3%(20,162

명)으로 의료급여대상자 4.7%(991명)에 비해 많았다.

유형은 정액형이 54.6%(11,547명), 실손형이 5.1%(1,089명), 중복가

입이 7.6%(1,603명), 미가입이 32.7%(6,914명)로 정액형가입이 가장

많았고, 평균민영의료보험 가입갯수는 1.66개였다(표준편차 0.95개).

마지막으로 의료이용여부는 입원 1.15%(244명), 외래 6.71%(1,421

명)이었으며, 이용자중 의료이용일수는 입원의 경우 평균 18.82일(표

준편차 26.44일)이고 외래의 경우 평균 4.29일(표준편차 6.97일)로 나

타났다.

-23-

<표 2> 연구대상 집단의 기본적 특성

변수 구분 빈도 (%)

인구학적

요인

성별남 10,379 ( 49.1)

여 10,774 ( 50.9)

연령

0~20세 5,340 ( 25.2)

21~40세 5,659 ( 26.8)

41~60세 6,007 ( 28.4)

61세 이상 4,147 ( 19.6)

결혼상태유배우 10,943 ( 51.8)

배우자없음 10,175 ( 48.2)

동거여부동거 19,954 ( 94.3)

비동거 1,199 ( 5.7)

사회

구조적

요인

교육수준

초졸이하 6,484 ( 30.7)

중 고졸이하 8,537 ( 40.4)

대재이상 6,130 ( 29.0)

일자리유형

임금근로자 6,073 ( 28.7)

고용주 2,630 ( 12.4)

무급가구근로자 818 ( 3.9)

14세이상 무직 7,414 ( 35.0)

14세미만 4,217 ( 19.9)

경제활동유무

예 9,521 ( 45.0)

아니오 7,414 ( 35.1)

14세 미만 4,217 ( 19.9)

질병

요인

만성질환무 11,587 ( 54.8)

유 9,566 ( 45.2)

장애유무비장애 20,201 ( 95.5)

장애 952 ( 4.5)

가능

요인

가구소득 3814.88±2798.57

의료보장형태건보 20,162 ( 95.3)

의료급여 991 ( 4.7)

민영

보험

요인

민영의료보험

가입유형

정액형 11,547 ( 54.6)

실손형 1,089 ( 5.1)

중복형 1,603 ( 7.6)

미가입 6,914 ( 32.7)

민영의료보험가입갯수 1.66±0.95

의료

이용

의료이용여부입원 244 ( 1.2)

외래 1,421 ( 6.7)

의료이용일수입원 18.82±26.44

외래 4.29±6.97

-24-

4.2 기본적 특성과 민영의료보험 특성의 차이

1) 기본적 특성과 민영의료보험 가입여부의 차이

기본적 특성과 민영의료보험 가입여부의 차이를 분석해보면(표 3

참조), 연령, 결혼상태, 동거여부, 교육수준, 일자리유형, 경제활동유

무, 만성질환유무, 장애유무, 가구소득, 의료보장형태는 통계적으로

유의하였고, 성별은 유의하지 않았다

연령은 0~20세는 76.5%, 21세~40세는 72.7%, 41~60세는 80%로 높

았으나 61세 이상에서는 급격히 낮아진 32.7%로 나타났다. 결혼 상

태는 유배우가 69.7%, 배우자 없음이 64.9%로 유배우인 경우 가입

자가 더 많았다. 동거여부는 동거중인 경우 68.0%인 반면 비동거중

인 경우 56.4%로 동거중인 경우 민영의료보험가입자가 많았다.

학력은 초졸 이하는 59.1%, 중 고졸이하는 69.2%, 대재이상은

73.4%로 고학력일수록 가입자가 많았다. 일자리유형의 경우 임금근

로자가 75.0%, 고용주가 66.8%, 무급가구근로자가 58.3%, 14세 이상

비경제활동이 55.7%, 14세미만 78.7%로 14세미만과 임금근로자에

서 가입자가 많았다. 경제활동유무의 경우 경제활동을 하는 경우는

가입은 71.3%, 경제활동을 하지 않는 경우는 55.7%, 14세미만

78.7%로 경제활동을 하지 않는 경우 민영의료보험가입자가 적었다.

만성질환유무의 경우 만성질환이 없는 경우 72.5%, 만성질환이 있

는 경우 61.1%로 만성질환이 없는 경우의 민영의료보험가입자가 많

았다. 장애유무의 경우 장애가 없는 경우 68.9%인데 반해 장애가 있

-25-

는 경우 32.8%로 장애가 없는 경우 민영의료보험가입자가 많았다.

<표 3> 기본적 특성과 민영의료보험 가입여부의 차이

구분민영의료보험가입여부

유 χ2

인구학적

요인

성별남 7,003 (67.5)

0.233여 7,236 (67.2)

연령

0~20세 4,084 (76.5)

2847.278***21~40세 4,116 (72.7)

41~60세 4,683 (80.0)

61세 이상 1,356 (32.7)

결혼상태유배우 7,630 (69.7)

55.545***

배우자없음 6,605 (64.9)

동거동거 13,563 (68.0)

69.065***

비동거 676 (56.4)

사회학적

요인

학력

초졸이하 3,832 (59.1)

315.349***

중 고졸이하 5,909 (69.2)

대재이상 4,498 (73.4)

일자리

유형

임금근로자 4,555 (75.0)

895.448***

고용주 1,757 (66.8)

무급가구근로자 477 (58.3)

14세이상 무직 4,131 (55.7)

14세미만 3,319 (78.7)

경제활동

유 6,789 (71.3)

770.725***

무 4,131 (55.7)

14세 미만 3,319 (78.7)

질병요인

만성질환없음 8,398 (72.5)

310.475***

있음 5,841 (61.1)

장애유무비장애 13,927 (68.9)

540.563***

장애 312 (32.8)

가능요인의료보장

형태

건강보험 13,933 (69.1)627.363

***

의료급여 306 (30.9)

주) * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

-26-

가구소득의 경우 민영의료보험가입자는 평균 4234.58만원에 표준편

차 2700.35만원인데 반해 미가입자는 평균 2950.55만원에 표준편차

2799.20만원으로 가입자의 가구소득이 1280만원 가량 높았다(표 6

참조).

2) 기본적 특성과 민영의료보험 가입유형의 차이

민영의료보험 가입자 14,239명을 대상으로 민영의료보험가입유형

과 기본적 특성의 차이를 분석해보면(표 4 참조), 연령, 결혼상태,

교육수준, 일자리유형, 경제활동유무, 만성질환유무, 장애유무, 가구

소득, 의료보장형태에서 통계적으로 유의하였고, 성별과 동거여부는

유의하지 않았다.

연령에서 0~20세는 정액형(73.4%), 실손형(3.8%), 중복가입(12.9%)

순이고, 21세~40세는 정액형(81.0%), 중복가입(12.2%), 실손형

(6.8%)순이며, 41~60세는 정액형(85.0%), 중복가입(11.1%), 실손형

(3.8%)순이고, 61세이상은 정액형(90.9%), 실손형(5.2%), 중복가입

(4.0%)순으로 61세를 제외하고 연령이 어려질수록 실손형 가입이 증

가하였다. 결혼 상태는 유배우가 정액형(84.1%), 중복가입(11.1%),

실손형(4.7%)순이고, 배우자 없음이 정액형(77.5%), 중복가입

(11.4%), 실손형(11.1%)순으로 배우자 없음인 경우가 실손형의 비중

이 높았다.

학력은 초졸이하는 정액형(76.4%), 실손형(12.1%), 중복가입(

11.5%)순이고, 중 고졸이하는 정액형(83.3%), 실손형이(6.1%), 중복

-27-

가입이(10.6%)순이며, 대재이상은 정액형이(82.2%), 중복가입(11.%),

실손형(5.9%)순으로 학력수준이 높을수록 정액형의 비중이 높았다.

일자리유형의 경우 임금근로자는 정액형(83.6%), 중복가입(11.4%),

실손형(5.0%)순이고 고용주는 정액형(84.0%), 중복가입(11.4%), 실손

형(4.6%)순이며, 무급가구근로자는 정액형(87.6%), 중복가입(8.8%),

실손형(3.6%)순이었다. 14세이상 비경제활동인구는 정액형(83.5%),

중복가입(9.4%), 실손형(7.0%)순이고, 마지막으로 14세미만은 정액형

(72.1%), 실손형(14.3%), 중복가입(13.6%)순이었다. 경제활동유무의

경우 경제활동을 하는 경우 정액형(84.0%), 중복가입(11.2%), 실손형

(4.8%)순이고 경제활동을 하지 않는 경우는 정액형(83.5%), 중복가

입(9.2%), 실손형(7.0%)순이었으며, 14세미만 정액형(72.1%), 실손형

(14.3%), 중복형(13.6%)순이었다. 14세미만인 경우 실손형과 중복형

의 비중이 높았다.

만성질환유무의 경우 만성질환이 없는 경우 정액형(79.7%), 중복

가입(11.4%), 실손형(8.9%)순이고, 만성질환이 있는 경우는 정액형

(83.1%), 중복가입(11.3%), 실손형(5.8%)순으로 만성질환이 없는 경

우가 있는 경우 보다 정액형의 비율이 낮고, 실손형에 대한 가입률

이 높았다. 장애유무의 경우 장애가 없는 경우 정액형(80.9%), 중복

가입(11.4%), 실손형(7.7%)순이고 장애가 있는 경우 정액형(92.0%),

실손형(4.2%), 중복가입(3.8%)순으로 장애가 있는 경우 실손형과 중

복가입에 비해 정액형 가입비율이 높았다.

가구소득의 경우 정액형은 4207.58만원 표준편차 2717.65만원인데

비해 실손형은 3847.18만원 표준편차 2439.34만원 중복형은 4692.26

-28-

만원 표준편차 2686.92만원으로 중복형가입자의 가구소득이 가장 높

았고, 정액형, 실손형순으로 나타났다(표 6 참조).

<표 4> 기본적 특성과 민영의료보험 가입유형의 차이

구분민영의료보험가입유형

정액형 실손형 중복형 χ2

인구

학적

요인

성별남 5,675 (81.0) 553 ( 7.9) 775 (11.1)

1.566여 5,872 (81.1) 536 ( 7.4) 828 (11.4)

연령

0~20세 2,997 (73.4) 562 (13.8) 525 (12.9)

435.527***21~40세 3,336 (81.0) 278 ( 6.8) 502 (12.2)

41~60세 3,982 (85.0) 179 ( 3.8) 522 (11.1)

61세 이상 1,232 (90.9) 70 ( 5.2) 54 ( 4.0)

결혼

상태

유배우 6,425 (84.0) 356 ( 4.7) 849 (11.1)211.307***

배우자없음 5,119 (77.5) 733 (11.1) 753 (11.4)

동거동거 10,981 (81.0) 1038 ( 7.7) 1,544 (11.4)

4.652비동거 566 (83.7) 51 ( 7.5) 59 ( 8.7)

사회

학적

요인

학력

초졸이하 2,927 (76.4) 464 (12.1) 441 (11.5)

155.028***중 고졸이하 4,921 (83.3) 360 ( 6.1) 628 (10.6)

대재이상 3,699 (82.2) 265 ( 5.9) 534 (11.3)

일자리

유형

임금근로자 3,810 (83.6) 227 ( 5.0) 518 (11.4)

345.091***

고용주 1,476 (84.0) 80 ( 4.6) 201 (11.4)

무급가구근로자 418 (87.6) 17 ( 3.6) 42 ( 8.8)

14세이상 무직 3,451 (83.5) 290 ( 7.0) 390 ( 9.4)

14세미만 2,392 (72.1) 475 (14.3) 452 (13.6)

경제

활동

유 5,704 (84.0) 324 ( 4.8) 761 (11.2)

340.319***

무 3,451 (83.5) 290 ( 7.0) 390 ( 9.4)

14세 미만 2,392 (72.1) 475 (14.3) 452 (13.6)

질병

요인

만성

질환

없음 6,693 (79.7) 748 ( 8.9) 957 (11.4)47.691

***

있음 4,854 (83.1) 341 ( 5.8) 646 (11.3)

장애

유무

비장애 112,60 (80.9) 1076 ( 7.7) 1,591 (11.4)25.288

***

장애 287 (92.0) 13 ( 4.2) 12 ( 3.8)

가능

요인

의료

보장

형태

건강보험 11,289 (81.0) 1045 ( 7.5) 1,599 (11.5)46.430

***

의료급여 258 (84.3) 44 (14.4) 4 ( 1.3)

주) * : p<0.05, ** : p<0.01, *** : p<0.001

-29-

3) 기본적 특성과 민영의료보험 가입갯수의 차이

민영의료보험 가입갯수와 기본적 특성의 차이를 분석해보면(표

5), 연령, 결혼상태, 동거여부, 교육수준, 경제활동유형, 만성질환유

무, 가구소득, 의료보장형태에서 통계적으로 유의하였고, 성별과 장

애유무는 유의하지 않았다.

연령의 경우 41-60세가 가장 가입갯수가 많았고(1.90개), 21-40세

(1.70개), 61이상(1.49개), 20세이하(1.41개)순이었다. 결혼상태의 경우

유배우(1.82개)로 배우자 없음(1.49개)인 경우에 비해 가입갯수가 많

았다. 동거여부는 동거중(1.67개)이 비동거중(1.46개)인 경우에 비해

가입개수가 많았다. 학력은 대재이상(1.76개)과 중 고졸이하(1.72개)

가 초졸이하(1.47)에 비해 가입갯수가 많았다. 일자리유형의 경우 가

입개수가 고용주(1.86개), 임금근로자(1.81개), 무급가구근로자(1.67

개), 14세이상 비경제활동(1.61개), 14세미만(1.42)의 순이었다. 경제

활동유무의 경우 경제활동을 하는 경우(1.81개)로 경제활동을 하지

않는 경우(1.61개), 14세미만(1.42개) 순이었다. 만성질환유무의 경우

만성질환이 없는 경우(1.74개)로 만성질환이 있는 경우(1.61개)보다

가입갯수가 많았다.

가구소득의 경우 가구소득과 가입갯수는 0.119의 포지티브(+)한

상관관계를 갖고 있어 가구소득이 증가할수록 가입갯수가 증가하는

경향을 띄고 있었다(표 6 참조).

-30-

<표 5> 기본적 특성과 민영의료보험 가입갯수의 차이

구분가입 갯수

t/Fӯ ± S.D.

인구학적

요인

성별남 1.66±0.94

-.829여 1.67±0.95

연령

0~20세 1.41±0.66

215.576***21~40세 1.70±0.97

41~60세 1.90±1.10

61세 이상 1.49±0.83

결혼상태유배우 1.82±1.04

21.375***

배우자없음 1.49±0.79

동거동거 1.67±0.95

7.275***

비동거 1.46±0.75

사회학적

요인

학력

초졸이하 1.47±0.76

115.666***

중 고졸이하 1.72±1.00

대재이상 1.76±0.99

일자리유형

임금근로자 1.81±1.03

108.706***

고용주 1.86±1.11

무급가구근로자 1.67±0.92

14세이상 무직 1.61±0.93

14세미만 1.42±0.65

경제활동

유 1.81±1.05

208.578***무 1.61±0.93

14세 미만 1.42±0.65

질병요인

만성질환없음 1.74±1.04

8.351***

있음 1.61±0.88

장애유무비장애 1.66±0.94

0.948장애 1.61±1.08

가능요인의료보장

형태

건강보험 1.67±0.9547.476***

의료급여 1.29±0.61

주) * : p<0.05, ** : p<0.01, *** : p<0.001

-31-

<표 6> 가구소득과 민영의료보험 특성의 차이

구분 인원 가구소득 (ӯ ± S.D.) t/F/R

민영보험

가입여부

가입 14,239 4234.58 ± 2700.3532.051***

미가입 6,933 2950.55 ± 2799.20

민영보험

가입형태

정액형 11,547 4207.58 ± 2717.65

34.975***실손형 1,089 3847.18 ± 2439.34

중복형 1,603 4692.26 ± 2686.92

민영보험 가입갯수 .119***

주) * : p<0.05, ** : p<0.01, *** : p<0.001

-32-

4.3 기본적 특성과 의료이용의 차이

1) 기본적 특성과 입원이용여부의 차이

입원이용여부와 기본적 특성의 차이를 분석해보면(표 7 참조), 연

령, 결혼상태, 일자리유형, 경제활동유무, 만성질환유무, 의료보장형

태에서 통계적으로 유의하였고, 성별과 동거여부, 교육수준, 가구소

득 장애유무는 유의하지 않았다.

연령의 경우 61세이상(1.7%), 41~60세(1.4%), 21~40세(1.1%), 0~20

세(0.5%)순으로 연령이 증가할수록 입원율이 증가하였다. 결혼상태

의 경우 유배우인 경우 1.4%로 배우자 없음인 경우 0.8%에 비해 입

원율이 높았다. 일자리유형의 경우 임금근로자 1.2%, 고용주 1.4%,

무급가구근로자 1.5%, 14세이상 비경제활동 1.4%, 14세미만 0.4%로

나타났다. 경제활동유무의 경우 경제활동을 하는 경우 1.3% 경제활

동을 하지 않는 경우 1.4%, 14세미만이 0.4%로 14세이상의 입원율

이 높았다. 만성질환유무 만성질환이 있는 경우가 1.5%로 없는 경우

0.8%에 비해 입원율이 높았다. 의료보장형태의 경우 건강보험가입자

1.1%에 비해 의료급여대상자인 경우 1.9%로 의료급여대상자의 입원

율이 높게 나타났다.

-33-

<표 7> 기본적 특성과 입원이용여부의 차이

(단위: 명(%), ӯ ± S.D.)

변수 구분입원이용여부

유 χ2

/t

인구

학적

요인

성별남 125 (1.2)

0.462녀 119 (1.1)

연령

0~20세 27 (0.5)

32.815***21~40세 63 (1.1)

41~60세 85 (1.4)

61세 이상 69 (1.7)

결혼상태유배우 156 (1.4)

16.279***

배우자없음 85 (0.8)

동거동거 233 (1.2)

0.621비동거 11 (0.9)

사회

구조학

적요인

학력

초졸이하 70 (1.1)

3.275중 고졸이하 112 (1.3)

대재이상 62 (1.0)

일자리유형

임금근로자 73 (1.2)

25.931***

고용주 38 (1.4)

무급가구근로자 12 (1.5)

14세이상 무직 103 (1.4)

14세미만 18 (0.4)

경제활동유무

유 123 (1.3)

24.741***무 103 (1.4)

14세미만 18 (0.4)

질병

요인

만성질환유무없음 96 (0.8)

23.734***

있음 148 (1.5)

장애유무비장애 229 (1.1)

1.558장애 15 (1.6)

가능

요인

의료보장형태건강보험 225 (1.1)

5.319*

의료급여 19 (1.9)

가구소득(ӯ ± S.D.)

이용 3491.51 ± 2763.47-1.816

무이용 3818.66 ± 2798.82

주) * : p<0.05, ** : p<0.01, *** : p<0.001

-34-

2) 기본적 특성과 외래이용여부의 차이

외래이용여부와 기본적 특성의 차이를 분석해 보면(표 8 참조) 성

별, 연령, 결혼상태, 동거여부, 교육수준, 일자리유형, 경제활동유무,

만성질환유무에서 통계적으로 유의하였고, 장애유무, 가구소득, 의료

보장형태에서는 유의하지 않았다.

성별의 경우 남자가(7.0%) 여자(6.4%)에 비해 외래 이용율이 높았

다. 연령의 경우 0~20세(8.9%), 41~60세(6.8%), 61세이상(6.5%), ,

21~40세(4.8%)으로 0-20세 이하의 외래이용률이 높았다. 결혼상태의

경우 유배우가 7.2%로 배우자 없음의 경우 6.3%에 비해 외래이용율

이 높았다. 동거의 경우 동거중인 경우가 6.9%로 비동거중인 경우

3.0%에 비해 외래이용율이 높았다. 교육수준의 경우 초졸이하 7.8%,

중 고졸이하 7.2%, 대재이상 4.8%로 교육수준이 낮을수록 외래이용

율이 높았다. 일자리유형의 경우 임금근로자가 5.9%, 고용주 6.3%,

무급가구근로자 8.1%, 14세이상 비경제활동 5.9%, 14세미만 9.3%로

14세미만과 무급가구근로자순으로 외래이용율이 높았다. 경제활동유

무의 경우 14세미만이 9.3%로 가장 높았고, 경제활동을 하는 경우

6.2%, 경제활동을 하지 않는 경우 5.9% 순으로 이용율이 높았다. 만

성질환유무의 경우 만성질환이 있는 경우가 7.6% 만성질환이 없는

경우 6.0%에 비해 외래이용율이 높았다.

-35-

<표 8> 기본적 특성과 외래이용여부의 차이

(단위: 명(%), ӯ ± S.D.)

변수 구분외래이용여부

유 χ2 /t

인구학

적요인

성별남 729 (7.0)

3.046*

녀 692 (6.4)

연령

0~20세 477 (8.9)

76.469***21~40세 270 (4.8)

41~60세 406 (6.8)

61세 이상 268 (6.5)

결혼상태유배우 685 (6.3)

7.505**

배우자없음 733 (7.2)

동거동거 1,385 (6.9)

27.997***

비동거 36 (3.0)

사회구

조학적

요인

학력

초졸이하 508 (7.8)

52.119***중 고졸이하 618 (7.2)

대재이상 295 (4.8)

일자리유형

임금근로자 359 (5.9)

64.044***

고용주 166 (6.3)

무급가구근로자 66 (8.1)

14세이상 무직 436 (5.9)

14세미만 394 (9.3)

경제활동유무

유 591 (6.2)

58.628***

무 436 (5.9)

14세미만 394 (9.3)

질병

요인

만성질환유무없음 697 (6.0)

20.170***

있음 724 (7.6)

장애유무비장애 1,347 (6.7)

1.772장애 74 (7.8)

가능

요인

의료보장형태건강보험 1,350 (6.7)

0.331의료급여 71 (7.2)

가구소득(ӯ ± S.D.)

이용 3966.91 ± 3132.011.908

무이용 2803.94 ± 2772.78

주) * : p<0.05, ** : p<0.01, *** : p<0.001

-36-

3) 기본적 특성과 입원이용일수의 차이

연구대상자들의 기본적 특성과 입원이용일수의 차이를 분석해보

면(표 9 참조) 연령, 동거여부, 경제활동유무, 만성질환유무에서 통

계적으로 유의한 차이가 있었고, 성별, 결혼상태, 교육수준, 장애유

무, 가구소득, 의료보장형태에서는 유의하지 않았다.

연령의 경우 61세이상(27.99일), 41~60세(18.16일), 21~40세(12.98

일), 0~20세(11.11일)순으로 연령이 증가할수록 입원 이용일수가 증

가하였다. 동거여부는 동거하는 경우 17.58일로 비동거하는 경우

45.27일로 비동거하는 경우 입원이용일수가 월등히 높았다.

경제활동유무는 경제활동을 하지 않는 경우 24.37일로 경제활동을

하는 경우 15.41일과 14세미만 10.39일 보다 입원이용일수가 많았다.

만성질환유무의 경우 만성질환을 가지고 있는 경우가 22.67일로 가

지고 있지 않은 경우 12.90일 보다 입원이용일수가 많았다.

-37-

<표 9> 기본적 특성과 입원이용일수의 차이

변수 구분입원 이용일수

ӯ ± S.D. t/F/R

인구

학적

요인

성별남 19.97 ± 30.77

0.692녀 17.62 ± 21.02

연령

0~20세 11.11 ± 9.06

4.784**21~40세 12.98 ± 14.70

41~60세 18.16 ± 20.55

61세 이상 27.99 ± 40.08

결혼상태유배우 18.48 ± 26.96

-0.096배우자없음 18.82 ± 25.48

동거동거 17.58 ± 23.87

-3.472**

비동거 45.27 ± 54.43

사회구

조적

요인

학력

초졸이하 23.23 ± 29.56

1.818중 고졸이하 18.46 ± 26.20

대재이상 14.52 ± 22.47

일자리

유형

임금근로자 13.99 ± 13.25

2.281

고용주 17.39 ± 14.13

무급가구근로자 17.83 ± 8.86

14세이상 무직 24.37 ± 37.27

14세미만 10.39 ± 7.70

경제활동

유무

유 15.41 ± 13.20

4.319*

무 24.37 ± 37.27

14세미만 10.39 ± 7.70

질병

요인

만성질환

유무

없음 12.90 ± 13.103.335**

있음 22.67 ± 31.73

장애유무비장애 18.42 ± 25.70

-0.924장애 24.93 ± 36.50

가능

요인

의료비

보장

건강보험 18.08 ± 21.53

0.829.자보 20.17 ± 35.12

산재 25.57 ± 21.58

의료급여 10.25 ± 5.48

가구소득 -0.70

주) * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

-38-

4) 기본적 특성과 외래이용일수의 차이

기본적 특성과 외래이용일수의 차이를 분석해보면(표 10 참조),

성별, 연령, 결혼상태, 동거여부, 경제활동유무, 일자리유형, 만성질환

유무, 의료보장형태, 가구소득에서 통계적으로 유의하게 차이가 있

었고, 교육수준, 장애유무는 통계적으로 유의한 차이가 없었다.

성별의 경우 여자가 4.77일로 남자 3.84일에 비해 외래이용일수가

많았다. 연령의 경우 61세이상(6.37일), 41~60(4.44일), 21~40세(4.03

일), 0~20세(3.14일)순으로 연령이 증가할수록 외래이용일수가 많았

다. 결혼상태의 경우 유배우인 경우가 4.77일로 배우자없음인 경우

3.85일에 비해 외래이용일수가 많았다. 일자리유형의 경우 무급가구

근로자의 이용이 6.76일로 가장 높았고, 14세 이상 비경제활동(5.05

일), 임금근로자(4.52일), 고용주(3.72일), 14세미만(3.06일)순으로 외

래이용일수가 많았다. 경제활동유무의 경우 경제활동을 안하는 경우

가 5.06일, 경제활동을 하는 경우 4.54일에 비해 많았으며, 14세미만

은 3.06일로 외래이용일수가 가장 적었다. 만성질환유무의 경우 만

성질환이 있는 사람이 4.90일로 만성질환이 없는 사람 3.66일에 비

해 외래이용일수가 많았다. 의료보장형태의 경우 산재보험 대상자인

경우가 12.79일로 가장 높았으며, 다음은 자동차보험(7.47회), 의료급

여(6.72회), 건강보험(3.92회)순이었다. 가구소득의 경우 상관관계가

-0.066으로 가구소득이 높을수록 외래이용일수가 낮아지는 경향이

있다.

-39-

<표 10> 기본적 특성과 외래이용일수의 차이

변수 구분외래 이용횟수

ӯ ± S.D. t/F

인구

학적

요인

성별남 3.84 ± 6.28

-2.499*

녀 4.77 ± 7.61

연령

0~20세 3.14 ± 3.75

12.827***21~40세 4.03 ± 6.27

41~60세 4.44 ± 6.36

61세 이상 6.37 ± 11.21

결혼상태유배우 4.77 ± 8.15

2.454*

배우자없음 3.85 ± 5.64

동거동거 4.34 ± 7.05

4.164***

비동거 2.56 ± 2.30

사회구

조적

요인

학력

초졸이하 4.23 ± 6.43

0.166중 고졸이하 4.24 ± 4.97

대재이상 4.50 ± 7.84

일자리

유형

임금근로자 4.52 ± 7.53

6.951***

고용주 3.72 ± 4.42

무급가구근로자 6.76 ± 13.51

14세이상 무직 5.05 ± 7.90

14세미만 3.06 ± 3.65

경제활동

유무

유 4.54 ± 7.79

9.286***

무 5.06 ± 7.90

14세미만 3.06 ± 3.65

질병

요인

만성질환

유무

없음 3.66 ± 5.033.383**

있음 4.90 ± 8.39

장애유무비장애 4.16 ± 6.56

-1.696장애 6.25 ± 12.16

가능

요인

의료비

보장

건강보험 3.92 ± 6.40

15.313***자보 7.47 ± 8.94

산재 12.79 ± 16.77

의료급여 6.72 ± 9.60

가구소득 -0.066*

주) * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

-40-

4.4. 민영의료보험특성과 의료이용의 차이

1) 민영의료보험특성과 입원이용여부의 차이

민영의료보험을 가입한 경우 입원이용 경험이 있는 경우는 1.2%

이고, 가입하지 않은 경우 입원이용 경험이 있는 경우는 1.0%이나

통계적으로 유의한 차이는 없었다. 민영의료보험을 가입한 경우를

가입유형별로 구별하여 비교해본 결과, 중복가입한 경우는 2.0%의

입원경험이, 실손형 보험을 가입한 경우에서는 1.6%의 입원경험이,

정액형보험을 가입한 경우는 1.1%의 입원경험이 있었다.

결과적으로 중복가입, 실손형, 정액형순으로 입원경험에 통계적으

로 유의한 차이가 있었다. 마지막으로 민영의료보험 가입개수와 입

원이용여부를 분석한 결과 입원의료이용을 한사람이 1.97개로 하지

않은 사람 1.66개에 비해 가입개수가 많았다.

<표 11> 민영의료보험 특성과 입원이용여부의 차이

(단위: 명(%))

변수 구분입원이용여부

유 χ2

민영의료보험

가입여부

가입 172 (1.2)1.133

미가입 72 (1.0)

민영의료보험

가입유형

정액형 123 (1.1)

11.457**

실손형 17 (1.6)

중복형 32 (2.0)

주) * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

-41-

2) 민영의료보험특성과 외래이용여부의 차이

민영의료보험을 가입한 경우 외래이용 경험이 있는 경우는 7.2%

고, 가입하지 않은 경우 입원이용 경험이 있는 경우는 5.7%로 민영

의료보험을 가입한 경우가 가입하지 않은 경우에 비해 외래이용이

많음이 통계적으로 유의한 차이가 있었다. 가입한 경우를 가입유형

별로 구별하여 비교해본 결과, 중복가입한 경우는 9.7%의 외래이용

경험이, 실손형 보험을 가입한 경우에서는 8.4%의 외래이용경험이,

정액형보험을 가입한 경우는 6.7%의 외래이용경험이 있었다. 결과적

으로 중복가입, 실손형, 정액형순으로 외래이용경험에 통계적으로

유의한 차이가 있었다. 마지막으로 민영의료보험 가입개수와 입원이

용여부를 분석한 결과 입원의료이용을 한사람이 1.76개로 하지 않은

사람 1.65개에 비해 민영의료보험 가입갯수가 많았다.

<표 12> 민영의료보험특성과 외래이용여부의 차이

(단위: 명(%))

변수 구분외래이용여부

유 χ2

민영의료보험

가입여부

가입 1,027 (7.2)17.024

***

미가입 374 (5.7)

민영의료보험

가입유형

정액형 778 (6.7)

22.338***실손형 92 (8.4)

중복형 157 (9.8)

주) * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

-42-

<표 13> 민영의료보험 가입갯수와 의료이용여부의 차이

변수 구분민영의료보험

가입개수 (ӯ ± S.D.)t

입원이용여부유 1.97±1.18

3.38**

무 1.66±0.94

외래이용여부유 1.76±1.01

3.40**

무 1.65±0.94

주) * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

3) 민영의료보험특성과 입원이용일수의 차이

입원이용일수는 가입자가 14.92일, 미가입자 28.15일로 민영의료보

험을 가입한 사람에 비해 가입하지 않은 사람에게서 더 오랜 기간

입원을 하는 것으로 나타났다. 가입한 민영의료보험을 가입유형별로

구별하여 비교해본결과, 중복가입인 경우 12.72일, 실손형의 경우

13.59일, 정액형의 경우 15.67일로 나타났으나, 통계적으로는 유의한

차이가 없었다. 민영의료보험개수와 입원이용일수와는 통계적으로

유의한 차이가 없었다.

4) 민영의료보험특성과 외래이용일수의 차이

외래이용일수는 가입자가 4.00일, 미가입자가 5.05일로 민영의료보

험 미가입자가 하루정도 더 외래이용을 하는 것으로 나타났으며, 이

는 통계적으로 유의하였다. 가입한 케이스를 민영의료보험 가입유형

-43-

별로 구별하여 비교해본결과, 중복가입한 경우 4.01일, 실손형인 경

우 3.05일, 정액형인 경우 4.11일로 나타났으나, 통계적으로 유의한

차이가 없었다. 민영의료보험갯수와 외래이용일수도 통계적으로 유

의하지 않았다

<표 14> 민영의료보험특성과 의료이용일수의 차이

변수 구분입원 이용일수 외래 이용일수

ӯ ± S.D. t/F/R ӯ ± S.D. t/F/R

민영보험

가입여부

가입 14.92 ± 13.87-2.587* 4.00 ± 6.43

-2.305*

미가입 28.15 ± 42.47 5.05 ± 8.17

민영보험

가입유형

정액형 15.67 ± 15.29

0.661

4.11 ± 6.67

1.098실손형 13.59 ± 11.37 3.05 ± 5.43

중복형 12.72 ± 8.11 4.01 ± 5.74

민영보험 가입개수 0.100 0.018

주) * p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001

-44-

4.5. 민영의료보험가입 결정요인

민영의료보험가입에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위해서 위

계적 로지스틱회귀분석을 실시하였다. 분석에 사용된 독립변수는 인

구학적요인으로 성별, 연령, 결혼상태, 동거유무를 사회구조적요인으

로 교육수준, 일자리유형을, 질병요인으로 만성질환유무와 장애유무

를, 가능요인으로 가구소득, 의료보장형태로 설정하였다. 가구소득은

정규분포를 가정하기 위하여 제곱근값을 사용하였다. 종속변수는 민

영의료보험 가입여부로 설정하였다.

분석결과(표 15 참조), 먼저 결정계수(R2)를 살펴보면, 인구학적요

인만 고려하여 민영의료보험가입에 대한 영향을 살펴본 1단계의 R2

은 0.142이었다. 1단계에 사회구조적요인변수를 추가한 2단계의 R2

은 0.010증가한 0.152로 나타났다. 2단계에 질병요인변수를 추가한 3

단계의 R2은 0.005증가한 0.157로 나타났으며. 3단계에 가능요인변수

를 추가한 4단계의 R2은 0.024증가한 0.181이였다.

단계별로 살펴보면, 1단계에서는 성별, 연령, 결혼상태, 동거여부

등 모든 인구학적요인의 변수가 유의한 영향을 미쳤다. 2단계에서는

성별, 연령, 결혼상태, 동거여부가 여전히 유의하였고 추가적으로 투

입된 사회구조적변수에서 교육수준(중 고졸이하, 대재이상), 일자리

유형(고용주, 14세미만)에 유의한 영향을 미쳤다. 그러나 일자리유형

중 무급가구근로자는 유의한 영향을 미치지 않았다. 3단계에서는 2

단계에서 유의했던 변수들이 유의한 채 추가된 질병요인 중에서 만

성질환유무와 장애유무가 모두 유의하게 나타났다. 최종적으로 가능

-45-

요인까지 포함된 4단계에서는 성별, 연령, 결혼상태, 동거여부, 교육

수준(대재이상), 일자리유형(고용주, 14세이상 비경제활동, 14세미

만), 가구소득, 의료보장형태, 만성질환유무, 장애유무가 통계적으로

유의한 영향을 미쳤다. 그러나 교육수준(중 고졸이하)과 일자리활동

유형(무급가구근로자)에는 영향을 미치지 않았다.

분석결과 우선 인구학적 요인을 살펴보면 성별의 경우 남성에 비

해서 여성이 보험가입률이 0.849배로 낮았으며, 연령의 경우는 0~20

세를 기준으로 21~40세 0.682배, 41~60세 0.631배, 61세 이상 0.135배

로 연령이 증가할수록 민영의료보험 가입률이 낮아지는 것을 알 수

있었다. 결혼상태의 경우는 배우자가 있는 경우가 없는 경우에 비해

서 가입률이 2.140배 높았고, 동거상태의 경우 동거하는 경우가 동거

하지 않는 경우에 비해서 가입률이 1.537배 높았다.

다음으로 사회구조적 요인을 살펴보면 교육수준의 경우 초졸이하

를 기준으로 중 고졸이하인 경우는 통계적으로 유의하지 않았고, 대

재이상의 경우 1.174배정도 가입률이 높았다. 일자리유형의 경우 임

금근로자를 기준으로 하였으며 고용주인 경우는 0.973배, 무급가구

근로자는 0.712배, 14세이상 비경제활동자는 0.703배로 임금근로자에

비하여 가입률이 낮았다. 하지만 14세 미만의 경우는 1.258배로 임

금근로자에 비해 가입률이 높은 것을 확인할 수 있었다.

질병요인의 경우 만성질환이 있는 사람이 없는 사람에 비해 민영

의료보험가입률이 1.265배 높았다. 반면 장애를 가진 사람은 장애가

없는 사람에 비해 0.546배로 가입률이 더 낮았다.

마지막으로 가능요인을 살펴보면, 건강보험 가입자에 비해서 의료

-46-

급여대상자의 가입률은 0.391배 정도 낮았다. 가구소득과 가입여부

의 관계는 1.017로 소득이 높을수록 민영의료보험가입을 많이 하는

것으로 나타났다.

<표 15> 민영의료보험가입 결정요인

변수1단계 2단계 3단계 4단계

B Exp(B) B Exp(B) B Exp(B) B Exp(B)

인

구

학

적

요

인

성별

(여성=1) -.084**

.919 -.227***

.797 -.187***

.830 -.163***

.849

연령

(21-40세=1) -.537*** .585 -.531*** .588 -.500*** .607 -.383*** .682

(41-60세=1) -.714***

.489 -.607***

.545 -.596***

.551 -.460***

.631

(61세 이상 -2.590*** .075 -2.223*** .108 -2.254*** .105 -2.004*** .135

결혼상태

(유배우=1) .924*** .520 .899*** 2.458 .872*** 2.392 .761*** 2.140

동거여부

(동거=1) .480***

1.615 .392***

1.479 .391***

1.478 .430***

1.537

사

회

구

조

적

요

인

교육수준

(중고졸 이하=1) .184***

1.201 .166**

1.181 .073 1.076

(대재이상=1) .466*** 1.594 .430*** 1.537 .160* 1.174

일자리유형

(고용주=1) -.057 .945 -.062 .940 -.027 .973

(무급가구근로자=1) -.397*** .672 -.405*** .667 -.340*** .712

(14세이상 무직=1) -.473***

.623 -.445***

.641 -.352***

.703

(14세미만=1) .240** 2.145 .234* 1.263 .229* 1.258

질

병

요

인

만성질환유무

(유=1) .198*** 1.219 .235*** 1.265

장애유무

(유=1) -.835***

.434 -.605***

.546

가

능

요

인

가구소득 .017*** 1.017

의료보장형태

(의료급여=1) -.939*** .391

R2 0.142 0.152 .157 0.181

-2Log likelihood 23417.666 23182.368 23051.989 22448.715

Chi-square 3239.71*** 235.298*** 130.379*** 603.274***

주) * : p<0.05, ** : p<0.01, *** : p<0.001

-47-

4.6. 민영의료보험이 의료이용여부에 미치는 영향

민영의료보험의 가입여부 및 유형이 의료이용여부에 영향을 미치

는 지를 알아보고자 위계적 로지스틱회귀분석을 실시하였다. 분석에

사용된 변수는 인구학적요인 특성변수인 성별, 연령, 결혼상태, 동거

유무와 사회구조적요인 특성변수인 교육수준, 일자리유형을, 질병요

인 특성변수로는 만성질환유무와 장애유무를, 가능요인 특성변수로

는 가구소득과 의료보장형태를 통제변수로 취하였다.

민영의료보험 미가입을 기준으로 정액형, 실손형, 중복가입을 독

립변수로 하였다. 종속변수로는 첫 번째 분석에서는 외래이용여부를

살펴보았으며, 두 번째 분석에서는 입원이용여부를 살펴보았다.

1) 민영의료보험이 외래이용여부에 미치는 영향

민영의료보험이 외래이용여부에 미치는 영향을 분석결과(표 16 참

조), 인구학적요인중 성별에서는 남성보다 여성이 1.178배 외래이용

여부가 많았다. 연령에서는 0~20세를 기준으로 21~40세는 0.744배로

외래이용여부가 낮음이 통계적으로 유의하였으나, 41~60세, 60세 이

상에서는 이용여부가 낮았으나 통계적으로 유의하지 않았다. 결혼상

태는 외래이용여부에 영향을 미치지 않았다. 동거여부는 동거중인

경우가 동거중이 아닌 경우보다 2.027배 외래이용여부가 높게 나타

났다.

사회구조적요인을 살펴보면, 교육수준은 통계적으로 유의하지 않

-48-

았으며, 일자리유형은 임금근로자기준으로 무급가구근로자만 1.378

배정도 더 이용 하는 것으로 나타났고, 나머지 직업군에서는 통계적

으로 유의하지 않았다.

질병요인의 경우 만성질환이 있는 경우 없는 경우보다 1.003배정

도 미미한 수준으로 이용여부가 높게 나타났으나 장애유무는 통계

적으로 유의하지 않았다. 가능요인에서는 가구소득은 통계적으로 유

의하지 않았으나, 의료보장형태에서 의료급여대상자가 건강보험가입

자에 비해 1.367배정도 외래이용여부가 높은 것으로 나타났다.

마지막으로 보고자했던 변수는 민영의료보험미가입자를 기준으로

정액형만 가입한 사람은 1.192배정도 의료이용여부가 높았고, 실손

형만 가입한 사람은 1.421배, 중복가입을 한 경우는 1.738배정도 외

래이용여부가 높은 것을 확인할 수 있었다.

2) 민영의료보험이 입원이용여부에 미치는 영향

민영의료보험이 입원이용여부에 미치는 영향을 분석결과(표 16 참

조), 인구학적요인중 성별에서는 남성보다 여성이 1.362배 입원이용

여부가 많았다. 연령, 결혼상태, 동거여부 모두 통계적으로 유의한

차이를 보이지 않았다. 사회구조적요인을 살펴보면, 교육수준, 일자

리유형 모두에서 통계적으로 유의하지 않았다.

질병요인 경우도 마찬가지로 만성질환, 장애유무 모두 통계적으로

유의한 차이가 없었다. 가능요인에서는 가구소득은 통계적으로 유의

하지 않았으나, 의료보장형태에서 의료급여대상자가 건강보험가입자

-49-

에 비해 1.478배정도 입원이용여부가 높은 것으로 나타났다.

마지막으로 보고자했던 변수는 민영의료보험 미가입자를 기준으

로 정액형만 가입한 사람은 1.429배정도 입원이용여부가 높았고, 실

손형만 가입한 사람은 2.741배, 중복가입을 한 경우는 3.016배정도

입원이용여부가 높은 것을 확인할 수 있었다.

-50-

<표 16> 민영의료보험이 의료이용여부에 미치는 영향

변수외래이용 여부 입원이용 여부

B Exp(B) B Exp(B)

인구

학적

요인

성별

(여성=1) .164** 1.178 .309* 1.362

연령

(21-40세=1) -.296* .744 .618 1.855

(41-60세=1) -.140 .869 .607 1.835

(61세 이상=1) -.169 .844 .630 1.877

결혼상태

(유배우=1) -.113 .893 -.011 .989

동거여부

(동거=1) .706***

2.027 .447 1.564

사회

구조적

요인

교육수준

(중고졸 이하=1) .102 1.107 -.106 .899

(대재이상=1) -.165 .848 -.393 .675

일자리유형

(고용주=1) -.031 .970 .037 1.038

(무급가구근로자=1) .321* 1.378 .170 1.185

(14세이상 무직=1) .001 1.001 .249 1.283

(14세미만=1) .184 1.202 -.735 .479

질병

요인

만성질환유무

(유=1) .003*

1.003 -.003 .997

장애유무

(유=1) .039 1.040 .390 1.477

가능

요인

가구소득 .207 1.230 -.067 .935

의료보장형태

(의료급여=1) .313*** 1.367 .391* 1.478

민영보험

민영보험가입유형

(정액형=1) .176* 1.192 .357* 1.429

(실손형=1) .351** 1.421 1.008*** 2.741

(중복형=1) .552*** 1.738 1.104*** 3.016

-2Log likelihood 10212.066 2551.627

Chi-square 185.927 83.593

P value of scaled <0.000 0.000

주) * : p<0.05, ** : p<0.01, *** : p<0.001

-51-

4.7. 민영의료보험이 의료이용일수에 미치는 영향

민영의료보험가입여부 및 유형이 의료이용량에 어떠한 영향을

미치는지를 분석하기 위해 위계적 다중회귀분석을 실시하였다. 앞서

실시한 외래 및 입원이용여부에서 외래 및 입원을 이용한 사람의

이용일수를 분석하였다. 사용된 독립변수는 인구학적요인 특성 변수

인 성별, 연령, 결혼상태, 동거유무와 사회구조적요인 특성 변수인

교육수준, 일자리유형, 질병요인은 만성질환유무와 장애유무이다.

가능요인 특성변수인 가구소득, 의료보장형태로 설정하였다. 의료

보장형태에서 의료비를 보장하는 보험인 건강보험 및 의료급여 외

에 사고의 원인에 따라 산재보험, 자동차보험에서 의료비를 보장해

주는 것을 감안하여 이들을 독립변수로 사용하였다.

또한 앞의 회귀분석에서와 마찬가지로 가구소득을 정규분포 시키

기 위해 제곱근값을 사용하였다. 종속변수는 외래의 경우 외래이용

일수, 입원의 경우 입원이용일수로 설정하였다.

1) 민영의료보험이 외래이용일수에 미치는 영향

외래를 이용한 1401명을 대상으로 분석한 결과(표 17 참조), 먼저

결정계수(R2)를 살펴보면, 인구학적요인 변수와 사회구조적요인 변

수로만 외래이용일수에 영향을 살펴본 1단계의 R2은 0.123이었다. 1

단계에 질병요인변수를 추가한 2단계의 R2은 0.007증가한 0.130으로

나타났다. 2단계에 가능요인변수를 추가한 3단계의 R2은 0.035증가

-52-

한 0.165로 나타났으며. 3단계에 변수를 추가한 4단계의 R2은 0.001

증가한 0.166이였다. 이로써 민영의료보험은 외래이용량에 큰 영향

을 미치지 않는다는 것을 파악할 수 있었다. 외래이용일수에서는 의

료보장형태에 따른 차이가 훨씬 크게 나타났다.

단계별로 살펴보면, 1단계에서는 인구학적요인과 사회구조적요인

중 연령변수에 0~20세 기준으로 41~60세, 60세이상에서 이용일수가

많았다. 또한 결혼 상태에서 유배우인 경우가 배우자 없음인 경우에

비해 외래이용일수가 적었다. 나머지 성별 및 동거여부, 교육수준,

일자리유형은 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았다.

2단계에서는 1단계의 결과 결혼상태가 유의한 영향을 미쳤으나,

질병요인이 추가됨으로써 유의하지 않게 되었다. 추가적으로 투입된

질병요인변수는 통계적으로 유의하지 않았다.

3단계에서는 2단계에서 유의했던 변수들 중 연령변수중 0~20세기

준으로 41~60세가 의료이용이 많았으나, 가능요인변수를 추가하자

그 유의성이 사라졌다. 새로 추가된 가능요인 변수중 가구소득은 외

래이용일수에 영향을 미치지 않았으나, 건강보험가입자가 기준인 의

료보험형태에서 산재보험과 의료급여는 외래이용일수에 양의 방향

으로 강한영향을 미치는 것으로 나타났다. 자동차보험은 유의하지

않았다.

마지막으로 4단계에서 민영의료보험변수를 넣었으나 통계적으로

유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

-53-

<표 17> 민영의료보험이 외래이용일수에 미치는 영향

변수외래횟수

1단계(β) 2단계(β) 3단계(β) 4단계(β)

인구

학적

요인

성별

(여성=1) -.037 -.040 -.050 -.048

연령

(21~40세=1) .075 .069 .050 .051

(41~60세=1) .151*

.139*

.115 .108

(61세 이상=1) .180* .166** .149* .146*

결혼상태

(유배우=1) -.055**

-.052 -.044 -.047

동거여부

(동거=1) .035 .035 .035 .034

사회

구조적

요인

교육수준

(중고졸 이하=1) -.004 .000 .011 .006

(대재이상=1) .001 .007 .034 .027

일자리유형

(고용주=1) -.041 -.040 -.030 -.026

(무급가구근로자=1) .017 .017 .026 .028

(14세이상 무직=1) .043 .040 .041 .045

(14세미만=1) -.017 -.019 -.009 -.007

질병

요인

만성질환유무

(유=1) .011 .009 .009

장애유무

(유=1) .026 .016 .015

가능

요인

가구소득 -.029 -.032

의료비 부담형태

(자동차보험=1) .036 .038

(산재보험=1) .103***

.104*

(의료급여=1) .067* .069*

민영의료

보험

민영의료

보험가입유형

(정액형=1) .020

(실손형=1) -.049

(중복형=1) .022

R2

0.123 0.130 0.165 0.166

F 2.910** 2.609** 2.591** 2.190**

주) * : p<0.05, ** : p<0.01, *** : p<0.001

-54-

2) 민영의료보험이 입원이용일수에 미치는 영향

입원을 이용한 244명을 대상으로 분석한 결과(표 18 참조), 먼저

결정계수(R2)를 살펴보면, 인구학적요인 변수와 사회구조적요인 변

수로만 입원이용일수에 영향을 살펴본 1단계의 R2은 0.126이었다. 1

단계에 질병요인변수를 추가한 2단계의 R2은 0.008 증가한 0.134로

나타났다. 2단계에 가능요인변수를 추가한 3단계의 R2은 0.041증가

한 0.175로 나타났으며. 3단계에 변수를 추가한 4단계의 R2은 0.001

증가한 0.176이였다. 이로써 민영의료보험은 외래이용일수뿐만 아니

라 입원이용일수에도 큰 영향을 미치지 않는다는 것을 파악할 수

있었다.

단계별로 살펴보면, 1단계에서는 인구학적요인중 연령에서 0-20세

기준 61세 이상에서 통계적으로 유의하게 입원일수가 높은 것으로

나타났다. 또한 동거여부에서는 동거인 경우 동거하지 않는 경우보

다 입원일수가 낮았다. 사회구조적요인인 교육수준, 일자리유형에서

는 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았다.

2단계에서는 질병요인이 추가되었는데, 61세 이상에서 입원일수가

많았던 것이 유의하지 않게 되었다. 오직 동거여부만이 1단계와 같

은 통계적으로 유의한 차이가 있었다. 추가적으로 투입된 질병요인

변수 모두 통계적으로 유의한 차이를 보이지 않았다.

3단계에서는 가능요인변수를 추가하였는데, 기존의 변수의 영향은

유지되었다. 가능요인변수중 가구소득은 통계적으로 유의한 영향을

미치지 않았으나, 의료보장형태에서 건강보험기준 산재보험의 경우

-55-

입원일수가 많았고, 의료급여의 경우 입원일수가 적은 것으로 나타

났다. 자동차보험의 경우는 통계적으로 유의하지 않았다. 마지막으

로 4단계에서 민영의료보험변수를 넣었으나 통계적으로 유의한 영

향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

-56-

<표 18> 민영의료보험이 입원이용일수에 미치는 영향

변수입원일수

1단계(β) 2단계(β) 3단계(β) 4단계(β)

인구

학적

요인

성별

(여성=1) .112 .135 .131 .125

연령

(21-40세=1) .190 .182 .145 .135

(41-60세=1) .351 .332 .285 .273

(61세 이상) .371*

.349 .317 .294

결혼상태

(유배우=1) -.112 -.114 -.123 -.121

동거여부

(동거=1) -.156*

-.144*

-.136*

-.135*

사회

구조적

요인

교육수준

(중고졸 이하=1) -.036 -.034 -.037 -.035

(대재이상=1) -.166 -.155 -.129 -.126

일자리유형

(고용주=1) .019 .015 .043 .047

(무급가구근로자=1) .095 .088 .122 .120

(14세이상 무직=1) .078 .089 .145 .143

(14세미만=1) -.017 -.012 -.001 -.004

질병

요인

만성질환유무

(유=1) .084 .115 .114

장애유무

(유=1) -.069 -.057 -.056

가능

요인

가구소득 -.036 -.033

의료비 보장형태

(자동차보험=1) .029 .030

(산재보험=1) .144*

.147*

(의료급여=1) -.156*

-.159*

민영

의료

보험

민영의료보험

가입유형

(정액형=1) -.034

(실손형=1) -.022

(중복형=1) -.019

R2

0.126 0.134 0.175 0.176

F 2.736**

2.503**

2.624**

2.229**

주) * : p<0.05, ** : p<0.01, *** : p<0.001

-57-

제5장 고찰

5.1. 연구 방법에 대한 고찰

본 연구의 목적은 민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향을 분

석해 보고자 하는 것이었다.

우선 민영의료보험의 가입 결정요인을 분석하여 가입자들의 특성

을 파악하고, 둘째로 민영의료보험이 의료이용에 어떠한 영향을 미

치는 지를 분석하였다. 의료이용의 특성상 two-part model을 이용

하여 가입이 의료이용(입원, 외래)여부를 먼저 확인하고, 다음 단계

로 의료이용을 한사람을 대상으로 이용일수를 분석하였다.

기존의 연구에서는 의료이용의 발생원인과는 상관없이 전체의료

이용을 종속변수로 취하여 민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향

을 분석하였다.(강성욱 외, 2010; 박성복과 정기호, 2011; 박해구,

2010; 유창훈 외, 2011; 윤희숙, 2008; 이창우, 2010; 정기택 외, 2006;

주정미와 권순만, 2009;). 그러나 의료이용은 가족력과 현재의 건강

상태에 따라 달라지며, 또한 민영의료보험회사의 언더라이팅으로 의

료를 많이 이용할 것으로 예상되는 사람이 배제될 가능성이 있다.

이러한 상황에서 민영의료보험의 영향을 정확히 판단하기 위해서는

건강상태 및 가족력, 보험회사 언더라이팅 등의 영향을 받지 않는

조건을 만족시켜야 한다.

사고 및 중독은 우연성에 기반한 것으로 위의 요건을 잘 충족시

켜준다. 따라서 본 연구에서는 사고 및 중독으로 인한 의료이용만을

-58-

대상으로 하였다. 기존의 연구는 전체의료이용을 대상으로 분석하였

고, 본 연구에서는 사고 및 중독으로 인한 의료이용에 한정하였기

때문에 해석을 하는데 있어서 주의를 요한다.

5.2. 연구 내용 및 결과에 대한 고찰

첫 번째 연구인 민영의료보험 가입 결정요인분석에서의 독립변수

는 Andersen의 의료이용결정요인을 반영하여 인구학적요인(성별,

연령, 결혼상태, 동거여부), 사회구조적요인(교육수준, 일자리유형),

질병요인(만성질환유무, 장애유무), 가능요인(가구소득, 의료보장형

태)을 사용하였고 종속변수는 민영의료보험 가입여부로 하였다.

그 결과, 성별은 남성이 여성에 비해 보험가입 확률이 높았다. 이

는 여성이 남성에 비해 보험가입확률이 높다는 대다수 기존의 연구

와는 상반된 결과였다.(윤희숙, 2008; 박성복과 정기호, 2011; 강성욱

외, 2010; 윤태호, 2005; 임진화 외, 2007; 허은정과 김지경, 2009;

Buchmueller et al, 2004; Liu and Chen, 2002; King and Mossialos,

2005;)

연령별로는 연령이 증가할수록 덜 가입하는 경향이 나타났다. 이

는 대다수의 기존 국내 연구결과를 지지해주고 있다. (윤희숙, 2008;

박성복과 정기호, 2010; 윤태호 외, 2005; 임진화 외, 2007; 허은정과

김지경, 2009; Sapelli and Vial, 2003) 외국의 경우에는 국내와는 다

르게 연령이 증가할수록 가입갯수가 늘어나는 연구결과가 많았다.

(King& Mossialos, 2005; Liu and Chen, 2002; Ettner, 1997)

-59-

결혼상태는 유배우인 사람이 민영의료보험에 가입할 확률이 높았

다. 이러한 결과는 결혼상태를 변수로 넣은 다른 연구에서도 살펴

볼 수 있었다.(박성복과 정기호, 2011; 윤태호 외, 2005; Buchmueller

et al, 2004)

사회구조적요인중 교육수준은 대재이상이 초졸 이하에 비해 가입

확률이 높았다. 이러한 결과는 교육수준이 높을수록 민영의료보험을

가입하는 경향이 높다는 다른 연구들의 결과와 같았다.(강성욱 외,

2010; 윤태호 외, 2005; Liu and Chen, 2002; King and Mossialos,

2005; Ettner, 1997)

일자리유형은 임금근로자 및 고용주등 소득이 있는 사람이 소득

이 없는 경우에 비하여 민영의료보험의 가입률이 높았다.

질병요인 중 만성질환유무에서는 만성질환이 있는 사람이 없는

사람에 비해 가입확률이 더 높았는데 이는 타 연구에서도 동일한

결과(박성복과 정기호, 2011; Ettner, 1997)가 나타났다. 이러한 결과

는 보통 보험사들이 건강상태가 좋지 않은 사람들에게 보험가입을

시키지 않았으나, 가벼운 만성질환을 가지고 있는 사람들은 보험을

가입을 허용해주기 때문인 것으로 유추할 수 있다. 장애유무에서는

장애가 있는 경우는 없는 경우에 비하여 가입확률이 낮은 것으로

나타났다.

가능요인 중에서는 가구소득이 높을수록 가입확률이 높았다. 이는

거의 대부분의 국내외 연구와 동일한 결과(윤희숙, 2008; 박성복과

정기호, 2011; 윤태호 외, 2005; 임진화 외, 2007; 허은정과 김지경,

2009; Liu and Chen, 2002; Buchmueller et al, 2004; Sapelli and

-60-

Vial, 2003; Salib and Ventelou, 2007; Ettner, 1997; King and

Mossialos, 2005)로 민영의료보험은 임의가입이기 때문에 보험료를

부담하기 어려운 계층은 민영의료보험 가입을 할 수 없기 때문에

나타난 결과라 하겠다.

의료보장형태에서는 건강보험가입자가 의료급여대상자에 비해 민

영의료보험가입률이 높았다. 의료급여대상자의 가입이 낮을 수밖에

없는 이유는 첫째로 의료급여대상자는 대부분이 저소득계층이기 때

문이다. 이들은 기초보장생활수급자로써 민영의료보험을 가입할 만

큼의 경제적인 여유가 없다. 또 다른 이유는 의료급여제도 자체에

있다. 의료급여대상자가 의료이용시 부담하는 본인부담금이 거의 없

다. 때문에 본인부담의료비 대한 준비를 할 유인이 낮은 것이다.

두 번째 연구인 민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향의 분석

에서의 독립변수는 앞서 사용한 Andersen의 의료이용결정요인을 반

영하여 인구학적요인(성별, 연령, 결혼상태, 동거여부), 사회구조적요

인(교육수준, 일자리유형), 질병요인(만성질환유무, 장애유무), 가능

요인(가구소득, 의료보장형태)과 민영의료보험의 가입여부 및 유형

을 설정하였으며, 종속변수는 two-part model을 이용함에 따라, 첫

단계 분석은 이용여부(입원, 외래), 두 번째 단계의 분석은 의료이용

횟수(입원일수, 외래횟수)로 하였다.

민영의료보험의 가입여부 및 유형이 의료이용여부에 어떠한 영향

을 미치는 지를 알아보기 위해 위계적 로지스틱 회귀분석을 하였다.

의료보장형태와 의료이용여부의 관계를 보면, 본인부담이 적은 의

료급여대상자가 건강보험가입자보다 외래는 1.367배, 입원은 1.478배

-61-

높은 것을 확인할 수 있었다. 질병으로 인한 의료이용이 아니라 사

고 및 중독으로 인한 의료이용이기 때문에 이러한 결과는 의료이용

의 가격탄력성에 의한 것으로 추정된다. 민영의료보험의 가입여부

및 유형에 의한 의료이용여부의 관계는 미가입자를 기준으로 외래

는 정액형 1.192배, 실손형 1.421배, 중복가입시 1.738배이용이 높았

으며, 입원은 정액형 1.429배, 실손형 2.741배, 중복가입시 3.016배

이용여부가 높은 것을 알 수 있었다. 이는 질병과 사고 등을 구분하

지 않고 전체의료이용을 분석한 윤희숙(2008)의 연구결과와는 큰 차

이를 보였다. 사고 및 중독이 일어날 확률을 동일하게 보았을 때,

이러한 결과는 민영의료보험이 의료이용의 접근성을 높여준다는 것

을 보여주었다. 하지만 이러한 접근성의 증가가 미충족된 의료욕구

였는지, 도덕적 해이인지는 추후 분석해보아야 할 것이다.

두 번째 단계로 의료를 이용한 사람들을 대상으로 의료보장형태

가 의료이용일수에는 어떠한 영향을 미쳤는지를 분석해보았다. 분석

결과 의료보장형태에서는 건강보험에 비해 산재보험이나 의료급여

적용자들이 입원과 외래 모두 더 많은 이용일수를 보여주었다. 우선

의료급여의 경우는 본인부담금이 거의 없기 때문에 이용일수가 증

가한 것으로 보인다. 이러한 이용일수의 증가가 이용자의 도덕적 해

이인지는 확정지을 수 없다. 의료기관에서는 건강보험환자인지 의료

급여환자인지 인지할 수 있기 때문에 환자가 의료급여대상자이면

진료비에 대한 부담이 없는 것을 알고, 공급자가 의료이용량을 늘릴

수 있기 때문이다. 주정미와 권순만(2009)의 공급자의 진료행태에

관한 연구결과가 이를 뒷받침해주고 있다. 산재보험은 진료비 전액

-62-

을 보상해주면서 추가적으로 상병보상수당이 나온다. 때문에 도덕적

해이를 유발할 유인이 크다. 하지만 산재보험 같은 경우는 조심스럽

게 해석할 필요가 있다. 우선 산재보험에 해당하기 위해서는 입원기

간이 3일이상 되어야 한다. 산재의 조건에 해당하는 사고로 인한 부

상 이더라도 입원기간이 3일 미만이면 건강보험으로 처리하게끔 되

어있다. 이처럼 산재입원은 중증이상의 부상인 경우가 많기 때문에

의료이용량이 많은 것일 수도 있다.

민영의료보험의 가입여부 및 유형이 입원과 외래의 이용일수에

미치는 영향을 분석해보았으나 통계적으로 유의한 결과를 얻지 못

하였다. 민영의료보험이 의료이용량에 포지티브(+)한 영향을 미친다

는 연구결과(박성복과 정기호, 2010)도 있으며, 의료이용양에 네거티

브(-)한 영향을 미친다는 연구결과(윤희숙, 2008)도 있다. 그러나 본

연구는 의료이용량에 영향이 없다는 연구결과(강성욱 외, 2010)와

일치하였다. 하지만 선행연구 모두는 전체 의료이용을 대상으로 진

행한 것으로 본 연구의 사고 및 중독으로 인한 의료이용만을 분석

한 것과는 차이가 있을 수 있다. 민영의료보험을 가입함으로써 본인

부담금의 수준은 의료급여제도와 비슷한 수준이 된다. 하지만 의료

급여는 이용일수에 차이가 있는 반면 민영의료보험가입자에게서는

이용일수에 차이가 없는 것으로 나타났다. 이러한 차이는 두 가지로

해석할 수 있다. 민영의료보험의 가입자가 주로 경제활동 계층임을

감안하면 이들은 의료이용에 대한 시간비용이 커서 이용일수가 많

지 않다는 가설이다. 둘째는, 공급자들이 의료급여대상자인지 아닌

지에 대한 구분을 할 수 있지만, 개인이 민영의료보험을 가입했는지

-63-

안했는지에 대한 구분을 할 수 없기 때문에 공급자의 유인이 의료

급여대상자에는 작동을 하지만, 민영의료보험가입자에게는 작동을

하지 않았을 수 있다는 가설이다

민영의료보험의 가입여부 및 유형이 이용여부에는 유의하게 포지

티브(+)한 영향을 미치지만, 이용일수에는 영향을 미치지 않는다는

것이 이 논문의 최종결과이다. 그렇다면 민영의료보험 가입자들의

의료이용은 단기적인 이용이 상대적으로 빈번하게 일어난 것으로

볼 수 있다. 즉 민영의료보험 가입자의 경우 경미한 사고 발생시 의

료비에 대한 부담이 적어 단기이용이 많지만, 미가입자의 경우 의료

비에 대한 부담으로 경미한 사고 발생시는 의료이용을 하지 않고,

중한 사고 발생시 의료이용을 하기 때문에 장기이용이 많다.

그러나 본 연구는 다음과 같은 한계점이 있다. 첫째 보험의 담보

내용을 정확하게 파악할 수 없다는 것이다. 우리나라의 경우 정액형

보험이 대부분인데 이 보험들이 보장하는 내용이 다양하기 때문에

정확한 담보내용을 파악할 수 없었다. 또한 실손형 보험의 급여내용

이 표준화된 것이 2009년 10월 이후이기 때문에 2012년 9월까지 담

보내용이 보험사마다 상이하다는 제한점이 있다. 둘째는 민영의료보

험의 영향을 분석할 때, 기존의 건강상태에 따른 의료이용의 차이를

배제하기 위하여 사고 및 중독으로 인한 의료이용만을 분석하였다.

이는 민영의료보험이 미치는 전체 의료이용에 대한 영향과는 다를

수 있다.

-64-

제6장 요약 및 결론

6.1. 연구요약

본 연구의 목적은 민영의료보험이 의료이용에 어떠한 영향을 미

치는지를 파악하는데 있다. 이를 위해서 2009년 한국의료패널 데이

터를 이용하였으며, Andersen의 의료이용결정요인을 참고하여 변수

를 설정하였다. 의료이용의 특성상 0값이 많다는 점에 따라 의료이

용분석에 많이 사용되는 two-part model을 사용하여 분석하였다.

첫째로 민영의료보험 가입결정요인의 분석결과는 남성이면서, 연

령이 적을수록, 배우자가 있고, 가족과 동거할수록, 교육수준은 높을

수록, 임금근로자나 고용주처럼 직업이 있는 사람이, 만성질환이 있

는 사람이, 비장애인 일수록, 가구소득이 높을수록, 의료보장형태는

건강보험가입자인 경우가 민영의료보험을 가입할 확률이 높았다. 결

국 의료를 이용함에 따라 경제적으로 위험에 처할 가능성이 높은

계층은 민영의료보험에 적게 가입했으며, 반면에 사회경제적으로 유

리한 계층이 민영의료보험을 보다 많이 가입하는 것으로 나타났다.

이러한 결과는 경제적인 여유가 있는 계층이 민영의료보험을 가입

한다는 사실을 증명해주고 있다. 또한 의료이용 가능성이 높은 노인

계층에 대한 보험가입이 적다는 것을 증명해주고 있다.

둘째, 의료이용여부의 경우 의료보장형태와 민영의료보험변수를

중심으로 살펴보면, 우선 의료보장형태별로 구분하여 보면 의료급여

대상자가 입원 및 외래에서 건강보험가입자에 비하여 이용률이 높

-65-

은 것을 알 수 있다. 기존의 연구들은 의료이용을 하는 원인을 구분

하지 않았기에 의료급여대상자들의 건강이 좋지 않아서 의료이용이

많다는 의견이 많았다. 하지만 본 연구에서는 사고 및 중독에 한정

된 의료이용을 분석한 것이다. 그렇기 때문에 위와 같은 결과는 의

료급여대상자가 건강보험가입자에 비해 의료이용의 접근성이 높다

는 것을 확인해 주고 있다. 다음으로 민영의료보험 가입별로 구분하

여 보면 미가입에 비해 중복가입의 의료이용여부가(외래 1.738배, 입

원 3.016배), 실손형보험(외래 1.421배, 입원 2.741배), 정액형보험(외

래 1.192배, 입원 1.429배)순으로 나타났다. 중복가입의 경우는 실손

형으로 실제 발생한 의료비를 지원받고, 정액형보험에서 나오는 금

액이 본인의 부가적인 수익이 된다. 실손형 보험의 경우는 본인부담

액의 대부분이 지원이 된다. 정액형 보험의 경우는 실제 지출한 의

료비보다 많이 보상받을 수 있고, 적게 보상받을 수도 있다. 본 연

구결과 보장성이 높은 중복가입, 실손형, 정액형순으로 의료에 대한

접근성이 높다는 것을 확인할 수 있었다.

셋째, 의료이용일수와 의료보장형태와 민영의료보험의 결과를 살

펴보면, 산재보험과 의료급여의 의료보장형태의 의료이용일수는 건

강보험의 이용일수보다 높았다. 하지만 민영의료보험의 영향은 의료

이용일수에는 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았다.

본 연구의 결과를 종합해보면 민영의료보험은 의료의 접근성을

높여주었다는 점이다. 하지만 이러한 접근성의 향상으로 인한 혜택

은 민영의료보험을 가입한 사람들에게만 돌아간다. 상대적으로 민영

의료보험을 가입하지 못한 계층은 여전히 의료이용의 접근성이 낮

-66-

다고 해석할 수 있다.

6.2. 결론

본 연구 결과가 민영의료보험정책에 제시하는 정책적인 함의는

다음과 같다. 첫째, 민영의료보험이 의료이용의 접근성을 향상시켜

주었다는 점을 확인할 수 있었다. 하지만 민영의료보험이 고령자 일

수록, 소득이 낮을수록 가입확률이 낮음으로 의료이용의 형평성에는

네거티브한 영향을 미쳤다. 둘째, 민영의료보험으로 인하여 의료이

용률이 지속적으로 증가하면, 건강보험재정은 물론이고, 민영의료보

험의 재정도 늘어나는 현상이 발생한다. 이와 같은 문제를 방지하기

위해서는 민영의료보험의 제도적 개선을 통한 적절한 수준의 의료

이용을 유인하는 방안을 마련해야 할 것이다.

우리나라의 국민1인당 의사방문횟수는 2009년 기준으로 13.0회로

OECD 평균의 6.5회에 비해 많이 높은 편이다(OECD, 2011). 이는

우리나라의 의료이용접근성이 매우 높다는 것을 의미한다. 또한 민

간의료보험 가입인구비율은 본 패널연구결과 67.3%로 호주 45%, 덴

마크 28%, 독일(10%)등에 비하여 높다(WHO, 2002).

민영의료보험은 의료이용을 증가시키기 때문에 민영의료보험 가

입자의 증가는 더 많은 의료이용을 유발할 가능성이 있다, 그러나

앞서 보았듯이 우리나라는 현재도 의료이용이 많은 국가 중 하나이

며, 의료이용의 증가는 의료비 증가를 동반하게 되는 문제가 있다.

지금까지 민영의료보험은 건강보험의 부족한 보장성을 보완해주

-67-

는 역할을 담당해왔다. 이제는 급격하게 증가하는 국민의료비도 고

려하여 민영의료보험의 적절한 역할을 재정립할 필요가 있다.

본 연구는 민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향에 대한 연구

가 부족한 상황에서 민영의료보험의 가입결정요인 및 의료이용에

미치는 영향을 대표성 있는 최신의료패널자료로 분석하였다는데 의

의를 갖는다. 앞으로 건강보험의 지속가능한 발전 및 보장성확대를

위해 민영의료보험의 영향에 대한 보다 세밀한 분석이 이루어지길

바란다.

-68-

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ABSTRACT

The determinants of demand for private health

insurance and Its effects on medical utilization in Korea

- Focus on cases of accident and poisoning -

Na, Young Kyoon

Dept. of Health Administration

The Graduate School

Yonsei University

The purpose of this study was to find determinants of

demand for private health insurance and effects of its on

utilization of medical services. Data used in this study is 2009

medical panel data from the Korea Institute for Health and Social

Affairs and the National Health Insurance Corporation.

Andersen's behavioral model of health services is adopted in this

study. And various analytical tools, such as the X2 test, t-test,

variance analysis and correlation analysis were applied in the

study. Also, in order to find the determinants of private

insurance, a hierarchical regression analysis was conducted.

Finally, in order to examine the effect that private health

insurance has on the utilization of medical services a two-part

model analysis was carried out. In the first stage, the

-73-

demographic factor, the social structural factor, the illness factor,

the enabling factor and the characteristics of private insurance

were used as independent variables and the number of days of

medical utilization due to accidents or poisoning as a dependent

variable. In the second stage, the demographic factor, the social

structural factor, the illness factor, the enabling factor and the

characteristics of private insurance were set as independent

variables and the number of the days of medical utilization due

to accidents or addiction were used as dependent variables.

A summary of the results of this study is as follows.

First of all, when examining the determinants of demand for

private insurance it was shown that sex, age, marital status,

living arrangement, type of work, a chronic illness, disability,

household income and the type of medical security has a

statistically significant influence.

Second, when examining the effect that private health

insurance has on the number of outpatient visit, people with

conventional private health insurance plan visited 1.192 times,

people with the medical expense plan visited 1.421 times and

those with multiple plans visited 1.738 times more usage than

those without private health insurance. In the case of inpatient

services, the numbers are 1.429 times higher for the conventional

plan, 2.741 times higher for the conventional plan and 3.016 times

higher for people with multiple plans. However, in terms of days

of usage, in both inpatient and outpatient services, whether or

-74-

not a person has private health insurance and the type of

insurance plan did not have any significant effect statistically on

usage of medical services.

Upon summarizing the above results, it was found that people

having private health insurance were in an advantageous position

socially and economically compared to those who did not and

those with private health insurance had a higher probability of

getting medical services even in the case of minor injuries

because the out of pocket expense for medical service is less

than for those who do not have private health insurance.

The result indicate that the Private health insurance

significantly increase access to health services, on the other hand,

it doesn't influence number of visit day. However, it is necessary

to review the appropriate role of the private health insurance

considering the number of doctor consultations and growth rate

of total health expenditure in Korea.

Key words: Private health insurance, Determinants of private

health insurance, Medical utilization, Medical Panel, Moral hazard