양·한방 의료이용 행태의 차이

연세대학교 대학원

보건행정학과

조 경 숙

양·한방 의료이용 행태의 차이

지도 이 규 식 교수

이 논문을 박사 학위논문으로 제출함

2000년 12월 일

연세대학교 대학원

보건행정학과

조 경 숙

조경 숙의 박사 학위논 문을 인준함

심사위원 인

심사위원 인

심사위원 인

심사위원 인

심사위원 인

연세대학교 대학원

2000년 12월

감사 의 글

내게 능력 주시는 자 안에서 내가 모든 것을 할 수 있느니라(빌립보서 4:14)

어찌 사람의 생각과 뜻대로만 일이 이루어지겠습니까? 보건학이라는 낯설은

학문에 뛰어든지 10년이 지났습니다. 세월이 흘러 흘러 여기까지 오게 된 것 같지

만 돌이켜 보면 이 모든 것이 다 주님의 은총입니다. 앞으로도 저의 몫은 주어진

소명대로 열심히 사는 것뿐인 듯 합니다.

우리 나라의 양·한방 이원화체계 속에서 양·한방 의료이용 행태가 다를 것

이라는 막연한 호기심만으로 이 주제에 뛰어들었는데, 마음만큼 주변의 여러 가지

여건이 따라주지 못하여 최선을 다했다고 말하기에는 부끄럽습니다. 한가지 위안

을 삼자면 이것이 학자로서 걸음마를 막 시작할 수 있는 시작에 불과하다는 것입

니다. 이 새로운 시작이 얼마나 설레이고 기대가 되는지 모릅니다. 저 넓은 바다

에 언젠가는 나가 볼 날을 기대해 보면서 말입니다.

여러 가지 어려움 속에서도 이러한 결실을 맺을 수 있도록 보이지 않는 곳에

서 저를 위해 애써 주신 많은 분들께 이 자리를 빌어 감사드리고 싶습니다. 먼저

학부때부터 대학원 생활동안 학문의 깊이뿐 아니라 살아가는 모습까지 가르쳐 주

신 정말 참 스승이신 이규식 교수님께 감사를 드립니다. 제가 대학원 동안 여러

가지 사회활동을 하면서 학문에 소홀히 할 때 책망보다는 권면과 사랑으로 감싸

주시며, 대접받으시기보다는 먼저 섬겨주시는 모범을 보이셨습니다. 공부하면서 힘

이 되고 등대와 같은 역할을 하였던 교수님의 말씀중 한가지가 생각납니다. 교수

가 되기보다는 학자가 되라. 공부는 취미가 아니라 투쟁이다. 너무 삭막한 이야기

인 듯 하지만, 교수라는 지위로 화려하게 살기보다는 학자로서의 본분을 다하며

평생 공부하며 겸손히 살라는 의미로 그렇게 말씀하지 않으셨나 합니다. 그렇게

살도록 노력을 다하겠습니다.

그리고 바쁘신 와중에 저의 논문을 위해 귀한 시간을 할애해주시고 논문에 대

해 신랄한 비판을 가해 주신 경희대학교 한의과대학 신민규 교수님과 연세대학교

의과대학 조우현 교수님께도 깊은 감사를 드립니다. 또한 석사과정 때부터 논문

쓰는 법을 가르쳐주시고, 논문에 대한 열의를 가지도록 동기부여를 해주신 이해종

교수님께 감사드립니다. 처음으로 연구결과를 전문학회지에 게재하고 나서 기쁨을

감추지 못했던 일이 기억에 생생합니다. 그리고 언제나 참신한 아이디어로 새로운

분야에 도전할 수 있는 역량을 제게 심어 주셨습니다. 연구방법에 대해 세심한 지

적을 해 주신 진기남 교수님과 본 논문의 심사위원은 아니시지만 심사때마다 참

석하시어 좋은 충고를 아끼지 않으셨던 서영준 교수님께도 이 자리를 빌어 감사

드립니다.

또한 학부때부터 제게 보건학이라는 학문의 길을 선택하고 몰입할 수 있도록

해 주시고, 인간적인 자상하심과 배려, 그리고 사회와 더불어 살아가는 법을 일깨

워 주신 김재수 교수님과 연구방법론과 통계학 강의를 통해 연구자로서의 자질을

함양하도록 해주신 이동우 교수님께도 감사드립니다. 그리고 새로운 환경에서 또

다른 학문의 세계를 맛볼 수 있도록 해주시고, 학위논문을 위해 여러모로 배려를

해주신 연세대학교 원주의과대학 예방의학교실의 차봉석 교수님, 박종구 교수님,

장세진 교수님, 김춘배 교수님께도 감사를 드립니다. 그 외 함께 일하였던 동료 선

생님들과 일상의 여러 측면에서 도움을 아끼지 않았던 이화순씨에게도 감사하다

는 말을 전하고 싶습니다.

저를 위해 기도와 격려를 해주신 여러분들이 있습니다. 한국기독학생회 (IVF )

간사님들과 친구, 선·후배, 바른길교회 목사님과 교우님들, 일산동천주교회·상촌

천주교회 신부님과 교우님들, 그리고 분당 요한성당의 김영배 신부님, 그리고 제가

공부를 포기하고 다른 길을 걷고자 할 때 멀리 영국에서도 공부를 계속하도록 권

면해 주시고 저의 신앙의 성숙을 위해 기도로 수년간 함께 해주셨던 박용덕 선교

사님께도 진심어린 감사를 드리고 싶습니다. 그 외 지면상 이름을 낱낱이 열거할

수는 없지만 바빠서 연락도 못하는 이 못난 사람을 용납해주고, 오히려 먼저 전화

하여 안부와 격려를 하여 주던 선·후배, 친구들에게 미안하다는 말과 더불어 감

사의 마음을 전합니다.

그러나 제가 공부를 할 수 있었던 것은 무엇보다도 가족들의 배려가 있었기

때문입니다. 집안의 장녀가 공부를 한다고 하였을 때 반대도 많이 하셨지만, 지금

은 누구보다도 저의 든든한 후원자가 되신 부모님께 진심으로 감사의 마음을 전

합니다. 논문쓰는 동안 여러모로 도움을 준 은숙과 멀리 미국에서 수시로 격려와

염려의 전화를 아끼지 않았던 남숙에게도 고맙다는 말을 전하고 싶습니다. 그리고

맏며느리로서 도리도 제대로 못하고 공부만 하는 저를 딸이라 사랑해주시고 이해

해주시며 밤낮으로 기도를 아끼지 않으셨던 시부모님께도 감사를 드립니다. 또한

공부하는 아내의 빈자리를 묵묵히 채워주고 여러 면에서 배려를 아끼지 않았던

생애의 반려자이며, 학문의 동역자인 남편 설동진씨에게도 깊은 감사를 드립니다.

2000년 12월 어느날

조 경 숙

차 례

국 문 요 약 i

제1장. 서 론 1

제1절 문제의 제기 1

제2절 연구목적 3

제2장 이론적 고찰 4

제1절 이용 가능한 자료원 4

1. 의무기록자료 4

2. 의료보험청구자료 4

3. 시범사업자료 5

4. 사회조사자료 5

제2절 의료이용의 이론적 모형 7

1. 사회적 모형 7

2. 경제학적 모형 9

3. 보건의료체계 모형: A nder sen 모형 11

제3절 의료이용의 결정요인 15

1. 개인속성 요인 15

2. 의료가능 요인 19

3. 의료필요 요인 22

제4절 양·한방의료의 대체 및 보완관계 23

제5절 우리 나라의 양·한방 의료이용 현황 23

1. 의료이용률 23

2. 의료보험 진료실적 25

3. 진료비 지출 현황 29

제3장 연구방법 31

제1절 연구가설 31

제2절 연구대상 및 자료 35

1. 자료의 개요 35

2. 연구대상 36

제3절 변수정의 및 측정방법 37

1. 종속변수 37

2. 독립변수 40

제4절 연구모형 및 분석방법 44

1. 연구모형 44

2. 분석방법 47

제4장 연구결과 52

제1절 표본의 일반적 특성 52

1. 개인속성 요인 52

2. 의료가능 요인 54

3. 의료필요 요인 56

4. 의료이용 질병 57

제2절 양·한방의료 이용여부에 영향을 미치는 요인의 차이 59

1. 전반적인 이용여부에 영향을 미치는 요인 59

2. 양방의료 이용여부에 영향을 미치는 요인 59

3. 한방의료 이용여부에 영향을 미치는 요인 60

제3절 양·한방의료 선택 요인 62

1. 첫 번째 외래이용자의 의료기관 선택 요인 62

2. 양·한방의료 선택 요인 63

제4절 양·한방 의료이용량에 영향을 미치는 요인의 차이 67

1. 요인간 설명력 비교 67

2. 개별 독립변수의 상대적 기여도 비교 67

제5절 양·한방 의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인의 차이 69

1. 요인간 설명력 비교 69

2. 개별 독립변수의 상대적 기여도 비교 73

제6절 양·한방의료의 대체관계 74

제5장 고찰 75

제1절 연구방법에 관한 고찰 75

제2절 연구결과에 관한 고찰 78

제6장 요약 및 결론 83

참고문헌 86

영문초록 99

표 차 례

표 1. 2주간 의료이용자 비율 (1985- 1998) 24

표 2. 사회인구학적 특성별 2주간 외래의료이용률 (1998) 25

표 3. 연령별 의료보험 진료건수(1998) 27

표 4. 양·한방의료기관 입원환자의 질환별 진료빈도 (1998) 28

표 5. 양·한방의료기관 외래환자의 질환별 진료빈도 (1998) 28

표 6. 의료기관별 2주간 외래이용자의 평균 지출 의료비용 29

표 7. 연도별 양·한방 의료보험 급여비 비율 및 건당진료비 30

표 8. 종속변수의 정의 및 측정방법 39

표 9. 독립변수의 정의 및 측정방법 41

표 10. 의료이용자와 비이용자간 개인속성요인의 차이 53

표 11. 양·한방의료이용 집단간 개인속성요인의 차이 53

표 12. 의료이용자와 비이용자간 의료가능요인의 차이 54

표 13. 양·한방의료이용 집단간 의료가능요인의 차이 55

표 14. 양·한방의료이용 집단간 의료필요요인의 차이 56

표 15. 첫 번째 외래의료이용자의 의료이용 질병 57

표 16. 양·한방의료이용 집단간 의료이용 질병의 차이 58

표 17. 의료이용여부, 양방의료이용여부, 한방의료이용여부에 영향을 미치는 요인

에 관한 로지스틱 회귀분석 61

표 18. 의료기관 선택에 영향을 미치는 요인에 관한 다항 로짓 회귀분석 65

표 19. 양·한방의료 선택에 영향을 미치는 요인에 관한 다항 로짓회귀분석 66

표 20. 양방의료이용량에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 다중 회귀분석 68

표 21. 한방의료이용량에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 다중 회귀분석 69

표 22. 양방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 다중 회귀분석 71

표 23. 한방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 다중 회귀분석 72

표 24. 양·한방의료의 대체관계 구명에 관한 회귀분석 74

그 림 차 례

그림 1. 1960년대 초창기 모형 13

그림 2. 1970년대 2번째 수정 모형 13

그림 3. 1980- 1990년대 3번째 수정 모형 14

그림 4. 통합 모형 14

그림 5. 연도별 양방의 의료보험 수진율 26

그림 6. 연도별 한방의 의료보험 수진율 26

그림 7. 2주간 이환 및 외래의료이용의 개요 36

그림 8. 외래 의료이용 기관의 종류 37

그림 9. 연구의 틀 45

그림 10. 분석 틀 51

그림 11. 양·한방의료이용량에 영향을 미치는 개별 변인의 상대적 기여도 70

그림 12. 양·한방의료이용 만족도에 영향을 미치는 개별 변수의 상대적 기여도 73

국문요 약

누가, 언제, 어디서, 어떤 의료서비스를, 어떻게 이용하는가? 이는 매우 복잡하

고 어려운 문제이다. 의료이용은 단일차원이 아닌, 사회인구학적 특성, 사회심리적

요인, 문화 및 경제적 요인, 그리고 지역내 의료자원의 양, 자원의 분포 등 다양한

요인들이 상호작용을 함으로써 결정되며, 양방의료와 한방의료의 이용행태에 영향

을 미치는 요인간에는 차이를 보인다. 이 연구에서는 양·한방의료이용 행태의 차

이를 다음과 같이 구명하고자 하였다; 양·한방의료 선택에 영향을 미치는 요인;

양·한방 의료이용 여부와 양·한방 의료이용량에 영향을 미치는 요인의 차이;

양·한방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인의 차이; 그리고 양·한방의료의

대체관계 구명.

이 연구의 원자료는 한국보건사회연구원의 1998년 국민건강조사 자료이며, 대

상자수는 비혈연가구를 제외한 39,060명이다. 가설을 검증하기 위해 이 연구에서는

지금까지 수 십년 동안 의료이용 연구에서 많이 이용된 바 있는 Ander sen모형을

기본 모형으로 하여 내용에 따라 로지스틱 회귀분석, 다항 로짓회귀분석, 위계적

다중회귀분석 등을 실시하였다. 이 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 상용치료원을 양방병의원으로 가지고 있는 경우 상용치료원이 없는 경우

보다 양방의료이용 확률이 1.8배정도 증가하는 것에 비해, 상용치료원을 한방병의

원으로 가지고 있는 경우 상용치료원이 없는 경우보다 한방의료이용 확률이 무려

6.7배나 증가하였다. 둘째, 양 ·한방의료 선택요인에 관한 다항 로짓회귀분석 결과,

양방의료에 비해 한방의료를 선택할 확률은 교육수준이 높을수록, 상용치료원을

한방병의원으로 가지고 있을수록, 인구 10만명당 한의사수가 많을수록, 근골격계질

환에 이환될수록, 순환기계질환에 이환될수록, 사고 및 후유증에 이환될수록 증가

하였다. 셋째, 위계적 다중회귀분석 결과, 양방의료기관 방문회수에는 의료필요요

인이 가장 큰 영향을 미치는 반면, 한방의료기관 방문회수에는 의료필요요인과 의

료가능요인이 비슷한 설명력을 나타내었다. 특히, 개별 독립변수중 양방의료이용량

- i -

에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 이환일수인 반면, 한방의료이용량에 가장 큰 영

향을 미치는 변수는 한방의료서비스 가격으로 두드러진 차이를 보였다. 넷째, 양방

의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인중 가장 큰 영향을 미치는 변수는 친절인

식도였으며, 비용인식도, 연령, 대기시간의 순으로 영향력을 나타내었고, 한방의료

이용 만족도에 가장 큰 영향을 미치는 변수 역시 친절인식도였으며, 그 외 비용인

식도와 대기시간이 부의 영향력을 나타내었다. 특히, 두드러진 차이를 보인 것은

비용인식도의 경우 양방의료이용 만족도보다 한방의료이용 만족도에 더 큰 영향

력을 보였다. 다섯째, 한방의료가 양방의료의 대체재로 이용되고 있는지 또는 보완

재로 이용되고 있는지를 구명하기 위해 한방의료이용회수를 종속변수로 하여 다

중회귀분석을 실시한 결과, 한방의료는 양방의료의 대체재로 이용되고 있는 것으

로 밝혀졌다.

결론적으로 양 ·한방 의료를 이용하는 행태에는 몇가지 측면에서 차이를 보였

는데, 이를 토대로 다음과 같은 정책을 제언해 볼 수 있겠다. 첫째, 양·한방의료

를 선택하는데 있어서 상용치료원의 종류와 같이 평소 의료를 이용하던 습관이

중요한 영향을 미쳤다. 따라서 한방의료이용을 제고시키기 위한 정책을 시행하고

자 한다면, 한방의료의 과학화와 더불어 소비자에게 한방의료에 대한 긍정적 이미

지를 인식시키기 위한 전략이 필요할 것이다. 둘째, 질병의 종류가 양·한방 의료

를 선택하는데 상당한 영향을 미치고 있었고, 제한적으로나마 양방의료가 한방의

료로 대체될 수 있음이 증명된 점을 고려할 때, 한방, 양방, 그리고 양·한방 협진

으로 치료효과가 높은 질병에 대한 연구를 통해 양·한방 중복의료 이용행태를

감소시킴으로써 소비자 측면에서는 의료비 부담을 감소시키고, 국가적 측면에서는

자원의 낭비를 막고 효율적인 자원활용을 꾀해야 할 것이다. 셋째, 양방의료이용에

는 질병의 경중도가 가장 중요한 영향을 미치고 있는 반면, 한방의료이용에 있어

서는 의료서비스의 가격이 가장 중요한 영향을 미치고 있는 점을 감안 할 때, 한

방의료서비스에 대한 접근성을 제고시키기 위해서는 의료보험의 한방급여를 개선

하여 본인부담을 감소시켜 주는 것이 시급한 과제라 하겠다.

____________________

핵심되는 말: 의료이용, 만족도, 양방의료, 한방의료, 양·한방의료 선택, 대체재

- ii -

제 1장 서론

제 1절 문제의 제기

2000년 6월부터 의약분업과 관련된 장기간의 논의가 이어지면서, 의료가 필요

한 국민들이 의료이용을 제한 당하는 사태를 경험할 수 있었다. 더욱이 긴급히 수

술이 필요하거나 응급조치가 필요한 소비자마져도, 의약분업사태라는 외부적 환경

의 영향으로 의료이용에 대한 접근성이 제한되어 급기야는 사망에 이르기도 하였

다. 이것은 극단적인 일례에 불과하지만, 의료이용은 의료에 대한 개인적 필요에도

불구하고 공급자 요인으로 인해 그 접근성이 제한될 수도 있다는 사실을 보여준

사건이라고 할 수 있다.

그러면 누가, 언제, 어디서, 어떤 의료서비스를, 어떻게 이용하는가? 이는 매우

복잡하고 어려운 문제이다. 어떤 이는 질병과 관련된 극도의 고통 및 병리적 증상

들로 더 이상 견딜 수가 없어서 의료를 이용하게 되지만, 어떤 이는 전혀 아무런

증상 없이도 예방적 차원에서 의료를 이용하기도 한다. 또 어떤 이는 질병발생에

도 불구하고 경제적 장벽(fin ancial barr ier )으로 의료이용이 제한되는 반면, 경제적

능력에도 불구하고 시간비용(tim e cost )으로 말미암아 의료이용이 제한되는 경우

도 있다. 또한 어떤 이는 질병 발생시 양방의료를 이용하지만, 어떤 이는 한방의료

를 이용하기도 하고, 또 다른 어떤 이는 두 의료 모두를, 아니 그 이상의 종류를

이용하기도 한다. 이처럼 의료를 이용하는 행태에 차이가 나는 이유는 무엇일까?

많은 연구들에서는 사회인구학적 특성에 따라 의료이용에 차이가 있다고 한다.

즉, 연령이 증가할수록(Benjam in , 1986; F eldst ein , 1993), 여성일수록 (Sindelar ,

1982), 소득수준이 높을수록(T eller , 1973), 무배우자일수록(F eldst ein , 1993; Iv an ov

& F lynn , 1999) 의료이용이 증가한다는 보고들이 있다. 또한 주치의의 유무라든

지, 평소 의료기관 이용 행태 등에 따라 의료이용수준에는 차이가 있다는 연구들

이 있다 (W an & S oifer , 1974; Dru ss & Rosenheck , 1999). 그러나 의료이용은 이

- 1 -

러한 사회인구학적 특성 외에 사회심리적 요인, 문화 및 경제적 요인, 그리고 지역

내 의료자원의 양, 자원의 분포 등 다양한 요인들이 상호작용을 함으로써 결정된

다 (An der sen & A day , 1978; An der sen , 1995).

지금까지 전세계적으로 의료를 이용하는데 영향을 미치는 변수들을 구명하는

연구들은 수적으로나 질적으로나 다양하게 이루어져 왔다. 최근 들어서는 의료의

종류를 세분화하여 각각의 서비스이용에 영향을 미치는 요인들을 구명한 연구들

이 대거 등장하고 있다1). Her shey 등 (1975)은 의료서비스의 종류를 연간 외래방문

회수, 연간의료이용회수2), 자의 방문회수, 의사에 의한 방문회수, 신체검사여부 등

으로 나누어 분석을 시도하였다. Bran ch 등 (1981)은 과거 의료이용 연구들이 서비

스의 종류를 구분하지 않고 단일화시킨 모형을 모든 의료서비스에 적용하여 온

것에 대해 지적하면서, 의료이용종류를 병원이용, 의사방문, 치과방문, 응급실이용,

가정간호이용 등으로 나누고, 이러한 각각의 종류마다 다른 이용 행태를 보인다는

사실 통해 의료이용 연구시 의료서비스의 종류를 구분할 필요가 있음을 보여주었

다. 그리고 A nder sen (1995)도 1970년대 들어서 수정하고 1990년대 확대한 최종 모

형에서 의료이용의 행태를 의사진료, 치과진료, 병원진료와 같은 의료이용 종류,

의원, 병원, 응급실 등과 같은 의료이용 장소, 예방, 치료, 재활과 같은 의료이용

목적, 의료이용 접촉경험, 양, 경로 등과 같은 의료이용정도로 세분화하였다. 그럼

에도 불구하고 우리 나라에서는 아직까지 의료서비스의 종류에 따라 세분화하여

시행된 의료이용 행태 연구가 부족할 뿐 아니라, 양·한방의료를 구분하여 이루어

진 의료이용 행태에 관한 연구는 더더욱 없다.

지금까지 단변량 분석을 통해 이루어진 우리 나라의 양·한방 의료이용의 차

이에 관한 연구들을 보면, 한방의료의 경우 양방의료에 비해 고연령층이 이용하며

1) 의료이용을 서비스 단위별로 세분화한 연구(Wolinsky, 1978; Branch et al., 1981); 정신

질환에 대하여 의료공급자를 세분화하여 분석한 연구(Vega et al., 1999); 정신건강에 관

한 의료이용 연구(Maynard et al., 1999; Vega, 1999; Salkever et al., 1999; Vaga et al.,

1999); 치과 의료이용에 관한 연구(Phipps et al., 1991; Davidson et al., 1999; Brennan

& Spencer , 1999); 산전진단에 관한 의료이용 연구(Ivanov & Flynn, 1999; Sable &

Wilkinson, 1999; Griffin et al., 1999)2) 연간 외래의료이용회수와 재원일수의 합계.

- 2 -

(이응세 등, 1999; 박상태 등, 2000), 근골격계 질환 중심으로 의료이용이 이루어지

며 (남정자 등, 1998; 이응세 등, 1999), 의료보험의 한방급여 범위가 부족하여 높은

본인부담이라는 제약조건이 있다 (이규식, 1997; 이응세 등, 1999). 그러나 의료이용

이 단일차원적으로 이루어지는 것이 아님을 고려할 때 다차원적인 측면에서의 양·

한방 의료이용 행태를 구명하는 연구가 필요하다 하겠다. 또 다른 측면에서는 최근

들어 만성퇴행성질환 중심으로의 상병구조 변화와 국민들의 의료욕구의 다양화로

한방의료에 대한 관심과 이용이 증가하고 있는 시점에서 우리 나라의 한방의료는

양방의료의 대체재(sub stitutes )로 이용되고 있는가, 아니면 보완재(complem ent s )로

이용되고 있는가 하는 의문이 제기된다. 이처럼 한방의료가 양방의료의 대체재로서

의 역할을 하는지 아니면 보완재로서의 역할을 하는지에 대한 어떠한 실증연구도

이루어진 바가 없기에 이에 대한 실증적인 분석이 요구되고 있다.

이러한 상황에서 양·한방의료 선택요인을 파악하고, 양·한방의료이용의 결정

요인의 차이를 살펴보며, 양·한방의료의 대체 또는 보완관계를 구명하고자 하는

이 연구는 지금까지 그 어떤 의료이용 행태 연구와도 차별된다 하겠다. 그리고 이

연구는 양·한방이라는 의료의 이원화체계를 가지고 있는 우리 나라에서 양·한

방 의료자원의 수급을 기획하고 장단기 정책을 수립하는데 있어서 중요한 의사결

정자료로 활용될 수 있다는 점에서 의의를 가진다.

제 2절 연구목적

지금까지 우리 나라의 양·한방의료이용에 관한 연구는 드물었으며, 정책에 적

용할 만한 연구 또한 미미하였다. 국가 정책의 의사결정 자료로 활용할 수 있도록

양·한방 의료이용 행태의 차이를 분석한 이 연구는 다음과 같은 구체적인 연구 목

적을 가진다. 첫째, 양·한방의료 선택에 영향을 미치는 요인을 구명하고 둘째, 양·

한방 의료이용 여부와 양·한방 의료이용량에 영향을 미치는 요인의 차이를 파악하

며, 셋째, 양·한방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인의 차이를 파악하고, 넷째,

한방의료가 양방의료의 대체재가 되는지 또는 보완재가 되는지를 구명하고자 한다.

- 3 -

제 2장 이론 적 고 찰

제 1절 이용 가능한 자료원

M cKinlay (1972), F eldst ein (1974), New hou se (1981), Lee (1984) 등은 의료이용

연구의 자료원 (sources of dat a )에 대하여 그 장단점을 논의한 바 있다. 의료이용

행태분석을 위한 자료원에는 의무기록자료, 의료보험청구자료, 시범사업자료, 사회

조사자료의 네 가지가 있다.

1 . 의무기록자 료

의무기록자료는 진단 및 치료내용을 통해 방문목적을 알 수 있으며, 진단 및

치료과정에 대한 약력과 그 구체적인 내용을 알 수 있다는 장점이 있다. 그리고

특정 질환에 대한 세분화된 의료이용 연구가 가능하며, Ander sen (1995)이 제시한

평가된 건강상태를 파악할 수도 있다. 그러나 자료에 대한 접근이 용이하지 않으

며, 사회조사에서 볼 수 있는 소득, 가족규모 등과 같은 주요 정보가 누락된다는

단점이 있다. 그리고 추가로 필요한 사항에 대해 전화나 우편을 통한 추적조사도

가능하지만 그로 인한 시간과 비용의 소요와 개인정보에 대한 윤리적인 문제도

간과할 수 없다. v an der Gagg (1975)는 병원의료이용을 분석하기 위해 의무기록

자료와 국가통계자료를 병용하였으며, Bellon (2000)은 사회조사시 자기보고 의료이

용량의 정확도를 검증하기 위해 의무기록자료의 의료이용량을 이용한 바 있다.

2 . 의료보험청 구자료

의료보험청구자료는 의무기록과는 달리 한번에 의료이용자료를 수집할 수 있

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다는 장점이 있으며, 접근성 또한 용이하다. 그리고 무엇보다도 본인부담액이나 본

인부담율의 변화를 알 수 있으므로 의료수요를 추정하는데 있어서 가격변수의 설

정이 용이하다는 장점이 있다(Lee, 1984). 그러나 의료보험청구자료는 의무기록자

료와 마찬가지로 사회조사에서 볼 수 있는 일반적 사항이 누락된다는 단점이 있

다. 또한 보험에 적용되지 않은 서비스에 대한 어떠한 정보도 얻을 수 없는데, 특

히 한방급여는 비급여 항목이 많아 의료보험청구자료를 통한 한방의료이용에 관

한 연구는 매우 제한적일 수밖에 없다.

F os set t 등 (1991)은 M edicaid 청구자료를 이용하여 M edicaid 환자의 외래서비

스에 대한 접근성을 분석하였고, Huff (2000)는 의료보험청구자료를 이용하여 정신

질환 입원환자의 서비스 질과 추후 외래이용과의 관련성을 검토하였다. 우리 나라

의 경우, 공교와 직장의료보험의 의료수요 결정요인을 파악하기 위한 Lee (1984)의

연구와 지역간 의료이용의 변이를 알아보기 위해 지역의료보험 1992년 입원자료

를 이용한 이선희 (1993)의 연구, 그리고 의료보험 연합회의 1992년 조합별 결산자

료를 이용한 김양균 (1995)의 연구가 있다.

3 . 시범사업자 료

시범사업자료는 어떠한 제도 또는 사업을 시행하기 전에 그 시행 방안을 예비

적으로 시행함으로써 그 효과를 검증하고자 하는 자료로서 여기에는 다양한 정보

들이 포함되어 있다 (F eldst ein , 1974; Lee, 1984). 시범사업자료에는 개인의 특성들

에 대한 충분한 정보가 있으며, 특히 가격변수가 명확하다. 그리고 동일한 집단에

대해 시범사업 도입 전과 도입 후의 변화를 비교할 수 있는 장점이 있으며, 시범

사업 대상자들의 수요예측을 통해 새로운 제도 또는 사업의 도입을 결정할 수 있

다. 그러나 이러한 시범사업자료는 가격 외에 사회조사에서 볼 수 있는 의료이용

에 영향을 미치는 다른 요인들에 대한 정보가 부족하다는 단점이 있다.

4 . 사회조사 자료

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사회조사는 최근 들어서 많이 이용하는 방법으로 이는 다른 자료수집방법에

비해 대상인구의 폭이 넓고, 여러 가지 필요한 다량의 정보를 동시에 수집할 수

있어 양질의 정보수집이 가능하며, 분자와 분모가 있어 율을 구할 수 있으며, 비교

또한 가능하다는 장점이 있다. 그리고 의료보험 적용자뿐 아니라 비적용자도 모집

단에 포함시킬 수 있으며, 의료이용자와 의료비이용자도 포함시킬 수가 있어 연구

결과를 전국민에게 일반화시킬 수 있다는 장점도 있다.

그러나 사회조사는 비용과 인력이 많이 소요되므로 시행하는데 많은 어려움이

따르며, 표본선정에 있어서 일반화의 문제가 제기될 뿐 아니라, 면접조사시 익명성

보장이 안되어 민감한 내용의 질문은 응답을 얻는데 어려움이 있다 (유승흠 등,

1986). 즉, 소득과 같은 내용은 과소 보고하는 경향을 보인다. 그리고 사회조사에

서는 조사시 여러 편의 (b ias )들이 개재될 가능성이 높은데, 예를 들어 지난 한해동

안 의료이용회수라든지 의료가격과 같은 내용을 질문할 경우 기억에만 의존해야

하므로 기억회상편의 (r ecall bias )가 생길 수 있으며, 계절에 따라 질병발생 및 질

병분포가 다르기 때문에 계절적 편의 (seasonal bias )도 생길 수 있다. 또한 응답자

가 자신의 주관적 신념에 의해 과소 또는 과다 보고하는 경향이 있을 수도 있다

(M echanic & N ew t on , 1965). Bellon (2000)은 사회조사시 자기보고 의료이용량과

의무기록의 의료이용량의 일치율을 비교한 결과, 건강상태가 나쁠수록, 의료이용에

만족할수록 과다 보고하는 경향이 있었으며, 노인의 경우는 과소 보고하는 경향을

보였다고 밝히고 있다. 따라서 사회조사를 통해 신뢰할만한 의료이용정보를 얻기

위해서는 설문조사의 도구 및 기법의 개발에 대한 많은 연구가 필요할 것이다.

사회조사 자료를 이용하여 의료이용에 관한 연구를 시행한 대표적인 연구자들

은 Wan과 Soifer (1974), Ander sen과 Aday (1978), Wolinsky (1978), Hafner - Eaton (1993),

S able과 W ilkin son (1999), Ander sen 등 (2000), Broyles 등 (2000)이 있다. 우리 나라

에서 의료이용과 관련된 사회조사는 한국보건사회연구원이 1989년이래 매 3년마

다 전국 표본가구를 대상으로 조사원에 의한 가구방문면접조사로 실시하고 있는

국민건강조사가 있다. 이러한 사회조사의 원자료를 이용한 의료이용에 관한 연구

는 지선하(1992), 박현애와 송건용 (1994), 주경식(1995) 등이 있다.

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제 2절 의료이용의 이론적 모형

1 . 사회적 모형

의료서비스 이용은 성, 연령, 교육수준, 종교, 인종, 사회·경제적 상태 등과 직

접적인 관련이 있다고 알려져 왔다 (Rosen stock , 1966; Lerner , 1969; Rich ardson ,

1970; M ackinlay , 1972; Cam pbell & Roland, 1996). 개인속성을 이용하여 의료이

용을 예측하기 위해 사회 및 행태 변수들을 통합시킨 대표적인 것이 로젠스톡의

건강신념 모델(Rosen st ock s health - belief m odel)이다. 그러나 사회인구학적 특성

이 의료이용에 미치는 영향을 충분히 밝혀 주는 데에는 많은 한계가 있다.

의료이용이 사회심리적 모델만으로 설명될 수 있다고 지적한 사람들이 있다

(Rosen stock , 1966; M echanic, 1978; T anner et al., 1983; Hym an et al., 1994). 많

은 연구자들은 의료이용의 결정요인 및 질병반응 요인으로서 부정적 신념과 태도

적 요인들에 대한 인식의 중요성을 검토하였다. Zola (1963)는 의료이용 결정 상황

을 환자가 증상에 대해 관심을 가지는 상황, 증상이 가치있는 사회활동을 방해한

다는 상황, 의미있는 타자가 의료를 권고하는 상황, 자신의 증상이 본업을 위협한

다고 하는 인식하는 상황, 과거 경험했던 증상이나 주변 사람이 경험했던 증상이

현재 자신의 증상과 비슷하다고 인식하는 상황으로 설명하였다. Suchm an (1965)은

의료이용을 증상이나 통증이나 장애를 통하여 신체에 이상이 있음을 인지하고 이

에 대한 반응을 보이는 증상경험 단계, 본인이 환자라는 것을 인식하고 치료방법

을 결정하기 위해 친인척, 동료 등 비전문가에게 문의하면서 환자역할을 취하기

시작하는 단계, 적절한 치료방법을 상의하기 위해 보건의료 제공자의 도움을 구하

며 환자역할을 합법화하는 단계, 의사의 치료를 받으며 수동적인 환자의 역할을

취하는 단계, 환자는 정상적인 역할로 돌아가거나 만성질환자로 분류되는 회복 및

재활단계 등 5단계로 나누어 설명하였다. Rosen st ock (1966)은 의료이용의 동기에

있어서 중요한 3가지 원리를 강조하는데 첫째, 개인의 건강문제와 관련한 예방 또

는 치료행동은 그가 그 문제를 보는 정도에 의해 결정되고, 어떤 행동이 위험을

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감소시킬 것이라고 믿는 정도에 의해 결정된다는 것이다. 둘째, 의료이용은 그 동

기와 행동간의 잦은 갈등에서 나온다. 셋째, 건강과 관련된 동기부여가 건강관련

행태를 항상 증가시키는 것은 아니며, 역으로 건강관련 행태가 항상 건강관련 동

기부여에 의해 결정되는 것도 아니다라는 것이다. M echanic (1978)도 증상에 대한

인식과 반응이 의료이용과 관련된다고 하였는데, 그는 도움요청 이론을 통해 사람

들이 의료인을 찾기 전에 일어나는 행동과정을 이해하는데 초점을 두었다. S afer

등 (1979)은 증상 발견후 질병을 인지하고 무슨 문제가 있는 지를 평가하는 평가지

연 (appraisal delay ), 이 질병으로 의료가 필요한지를 평가하는 질병지연 (illness

delay ), 의료가 필요하다면 그것은 비용을 지불할 가치가 있는지에 대한 이용지연

(u t ilizat ion delay )으로 나누어 설명하고 마지막 단계에서 의료이용이 이루어진다

고 하였다. 최근 Hym an 등 (1994)은 건강신념모델을 통해 유암에 대한 민감성 5개

문항, 수혜정도에 대한 인식 7개 문항, 유암검사의 장애요인 10개 문항 등을 이용

하여 유암검사이용을 예측한바 있다.

또한 의료이용에 관한 사회문화적 접근방법들은 보건의료서비스를 사회문화적

복합구조의 일부분으로 보았고, 이러한 조직내 인과관계속에 의료이용이 이루어진

다고 보았다 (An der son , 1973). 이러한 사회문화적 접근방법들은 보건의료체계도

문화에 의존함을 보여 준다. 예를 들어 Glaser (1970)는 여러 나라에서 병원조직이

얼마나 종교, 가족, 경제적 조직에 의존하는지를 보여주었다. 즉, 사회내에 질병에

대해 자연스럽게 받아들이는 풍토와 인간행동에 의해 바뀔 수 있다는 종교적 신

념이 넓게 자리잡고 있을수록 병원에 투입되는 자원의 양과 병원이용율이 더 높

다는 것을 밝혀주었다. 그리고 An der son (1972)도 미국, 스웨덴, 영국의 보건의료체

계를 비교함으로서 사회문화적 관점의 차이를 보여준바 있다. Su chm an (1965)은

관습, 전통, 가족의 권위가 의료이용에 있어서 질병에 대한 지식만큼이나 직접적으

로 영향을 미친다고 하였다. 이러한 Su chm an의 모형을 이용한 Geert sen 등 (1975)

역시 권위가 있는 가정일수록 의료서비스를 더 이용하고 회의적인 문화적 신념을

가진 가정일수록 의료이용이 감소한다고 하여 Su chm an과 일치하는 연구결과를

보였다. Zola (1966)는 이탈리아인과 아일랜드인간 보고된 증상은 아일랜드인이 4배

가량 많으나 증상에 대한 통증호소는 이탈리안이 더 많고 의료이용 역시 이탈리

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아인이 더 많다는 분석을 통해 질병에 대한 인식과 의료이용에 대한 사회문화적

차이를 증명해 보였다. 이는 아일랜드인은 통증에 대해 간과하는 경향이 있으나 유

대인과 이탈리아인은 통증에 대해 감정적으로 반응하는 경향이 있음을 보여 주었

다. Antonov sky (1972)는 잠재적 필요, 증상에 대한 참을성, 의료지향성 등과 같은

의료이용자의 특성과 시설의 이용가능성, 의료기관의 특성과 같은 의료시스템의 특

성, 그리고 사회문화적 환경에 따라 의료이용이 다르게 나타난다고 하였다. T essler

등(1976)은 사회적 지위가 의료이용의 가장 중요한 요인중 하나라고 하였다.

2 . 경제학적 모형

의료이용에 대한 경제학적 접근의 주요 쟁점은 의료인들이 그렇지 않다고 주

장할지라도 의료이용의 주요 결정요인은 의료서비스의 가격 즉, 의료이용의 가장

큰 장애 요인은 재정적 장벽 (fin ancial barr ier ) 이라는 것이다 (Karen & Ru s sell,

1972).

T heodore (1968)은 의료서비스 수요단계를 신체적 및 심리적 질병의 발현 단계,

그와 같은 질병의 발생에 대한 인식 단계, 보건의료서비스를 통해 질병을 통제 및

관리하고자 하는 의지하는 단계, 보건의료에 대한 욕구(need)를 수요 (dem and )로

전환시킬 수 있는 단계로 나누었다. 마지막 단계에서 소비자는 소득, 의료보험, 의

료서비스 가격, 의료비 지불능력과 같은 경제적 요인들에 의해 영향을 받게 된다

는 것이다. 그러나 미국에서는 소득에 따라 의료이용에 차이를 보였으나, 영국에서

는 NH S로 인해 소득에 따른 차이를 보이지 않아 영국에서는 미국에서처럼 경제

적 문제가 의료이용의 가장 중요한 결정요인은 아님을 보여주었다.

이규식(1985)은 의료수요함수의 추정 모형을 다음과 같이 크게 3가지로 분류하

였다. 첫째, Rosenthal 등의 전통적인 신고전학파의 수요함수모형으로 이는 의료수

요에 있어서 보험도입에 따른 본인부담율제의 효과를 측정하는데 상당히 유용한

반면, 의료서비스 이용에 소비된 시간비용을 측정할 수 없다는 문제점이 있다. 둘

째, Phelps와 N ew hou se 등의 가계생산함수를 통한 수요모형으로 이는 신고전학파

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의 수요함수모형의 시간비용 측정문제를 해결해주었다. 그리고 의료보험이 본인부

담정율제를 택하지 않고 의료비를 전액 보험회사에서 지불하는 경우 의료이용자

는 가격인지가 없어서 수요함수추정에 가장 중요한 가격변수를 나타낼 방법이 없

는데, 이러한 경우 가격생산함수를 사용하여 병의원까지의 왕래시간, 대기시간을

가격변수로 하여 가격탄력성을 측정할 수 있도록 하는 이점이 있다. 셋째,

Goldm an과 Grossm an이 대표적인 Hedonic 함수를 통한 수요모형으로 이는 의료

서비스의 질을 수요함수에 추가시키도록 하였는데, 의료서비스란 다른 상품과 달

라 가격결정에는 서비스의 질이 포함되어 나타나는 점을 감안하여 수요의 가격탄

력도를 질과 양적인 측면에서 분리하여 측정할 뿐 아니라 수요의 가격탄력도 역

시 질과 양으로 분리 측정하는 이점을 지니고 있다.

F eldst ein (1988)의 수요함수모형에서는 의료이용에 영향을 미치는 요인으로 의

료서비스의 가격, 소득수준, 관련 대체재의 가격, 건강수준 등의 의료이용 필요요

인, 인구통계학적 요인, 사회경제학적 요인, 의료공급 요인, 의료서비스에 대한 기

호 요인 등을 제시하였다. Broyles 등(1999)은 필요한 의료임에도 불구하고 비용부

담정도가 의료이용에 영향을 미치는데 저소득층에 있어서 특히 더 그러하다고 하

였으며, Muurinen과 Le Gran d (1985)는 의료이용의 접근성은 서비스가격, 이동비

용, 의료이용하기 위해 환자가 소비하는 시간비용 등의 가격에 영향을 받는다고

하였다.

우리 나라 보험가입자의 의료수요 행태를 분석한 Lee (1984)의 연구에서는 질병

의 경중도, 가구규모, 소득, 의료서비스의 가격, 가족구성원중 어린이의 구성비율,

의료서비스의 소비 습관 등이 의료수요의 주요 결정요인으로 밝혀졌다. 이 연구에

서 소득탄력도는 0.3에서 1.4의 범위로 의료서비스에 대한 소득장벽이 높음을 보

여주었고, 가격탄력도는 - 0.03에서 - 0.4로 외국에 비해 낮았는데, 여기에는 제공받

은 서비스의 질과 양이 포함되어 있어 이를 보정해 준다면 실제 가격탄력성은 더

낮아질 것이라고 하였다.

다른 한편에서는 경제적인 문제가 의료이용에 있어 상대적으로 덜 중요하다고

한다(Suchm an , 1965). 경제적 요인들은 경미한 질병을 가진 환자들에게는 크게 작

용하지만, 특정질환이나 합병증을 가진 환자들에게는 경제적 요인이 의료이용에 큰

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영향을 주지 못한다는 것이다. 따라서 경제적 접근방법의 제한점은 의료이용은 경제

적 요인뿐 아니라 사회심리적, 개인적 요인들에 의해서도 영향을 받는다는 증거들이

많다는 것이다(Ander sen & A day , 1978; Hym an et al., 1994; Ander sen , 1995).

3 . 보건의료체 계 모형 : A n ders e n 모형

지금까지의 연구에 의하면 의료이용은 인구학적 요인, 사회·경제적 요인, 문

화·심리적 요인 등에 영향을 받으며 이러한 요인들이 독립적이기보다는 각 요인

간의 상호작용속에서 의료이용에 영향을 미친다고 보고되어 왔다 (A nder sen &

A day , 1978; An der sen , 1995; 유승흠 등, 1988; 배상수, 1992). 보건의료체계 모형

(h ealth sy st em m odel)은 사회인구학적 특성, 사회구조, 개인들의 신념 및 태도,

지역사회 및 보건의료조직의 특성 등이 결합된 모형으로서 이를 통해 보건의료기

획을 수립하고 그에 대한 예측을 하게 된다. 이러한 대표적인 모형이 Ander sen

모형으로써 의료이용 행태에 대해 예측력이 높아 가장 널리 이용되어 왔다 (Beck ,

1980; F reim an , 1998; Iv anov & F lynn , 1999; 주경식, 1995).

A nder sen의 초기 의료이용 모형은 개인속성요인, 의료가능요인, 의료필요요인

이 의료이용에 영향을 미친다는 것으로 1968년에 만들어졌다 (A day & Ander sen ,

1975; Ander sen , 1995). 먼저 개인속성요인에는 성, 연령과 같은 사회인구학적 특

성, 인종, 직업, 교육수준과 같은 사회구조적 특성, 의료 (인) 및 질병 등에 관한 신

념 등이 속한다. 의료가능요인에는 가구소득, 의료보장 적용수준 및 의료보장원천,

상용치료원에 대한 접근성 및 종류, 그리고 지역의 의료기관 및 의료인력수, 지역

과 지역사회 특성과 같은 요인을 포함시켰다. 의료필요요인에는 질병이나 장애로

인한 활동제한일수, 와병일수, 보고된 증상수, 전반적인 건강상태에 대한 자기인지

건강과 같은 인식된 필요와 의사가 평가한 증상정도와 같은 평가된 필요를 포함

시켰다 (그림 1). 1970년대 들어서 모형에 수정이 가해 졌으며, 수정된 모형에는 보

건의료체계가 포함되어 의료이용 결정요인을 파악함으로써 국가정책 및 보건의료

조직에 중요성 시사점을 제공하여 줄 수 있도록 하였다. 또한 이 모형에서는 의료

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이용의 행태가 의사진료, 치과진료, 병원진료와 같은 의료이용 종류, 의원, 병원,

응급실 등과 같은 의료이용 장소, 예방, 치료, 재활과 같은 의료이용 목적, 의료이

용 접촉경험, 양, 경로 등과 같은 의료이용정도로 세분화되었다. 그리고 이러한 의

료이용의 결과로서 편의성, 이용가능성, 재정부담, 공급자특성, 의료의 질과 같은

환자 만족도가 모형에 포함되었다(그림 2). 1980년대 및 1990년대 이루어진 세 번

째 Ander sen 수정 모형에서는 의료이용이 건강상태를 증진시킨다는 가정하에 개

인이 평가한 건강상태와 공급자가 평가한 건강상태가 포함되었다. 이 모형은 또한

의료이용을 이해하기 위한 중요한 투입요소로서 물리적, 정치적, 경제적인 외부 환

경도 고려하였다 (그림 3). 1990년대 들어서 최종적으로 수정된 모형은 건강상태라

는 결과를 성과에 포함시킴으로써 의료이용 모형의 역동적이고 순환적인 특성을

강조하였다. 이 모형은 의료이용 및 그 성과인 건강상태에 여러 다양한 요인들이

영향을 미치고 있음을 보여 주고 있다. 또한 의료이용의 결과가 결국에는 건강행

태뿐 아니라 개인속성요인 및 의료서비스에 대한 인지된 필요에 다시 영향을 미

친다는 것을 보여 주고 있다 (그림 4).

이러한 A nder sen 모형을 이용한 최근 연구는 다음과 같다. F r eim an (1998)은

의료이용률과 의료비 지출액을 나누어 인종별로 분석을 시도하였고, Iv an ov와

F lynn (1999)은 의료이용의 세분화된 행태중 의료이용정도를 이용하여 산전관리서

비스 이용여부와 이용량으로 나누어 조사하였으며, 의료이용의 결과인 만족도도

측정하였다. Broyles 등(2000)은 조사대상자의 의료이용여부에 영향을 미치는 요인

을 구명하고 의료이용자의 의료이용량에 영향을 미치는 요인을 분석하였다. 그리

고 A nder sen 등(2000)은 HIV 양성자들의 치료에 대한 접근성을 분석을 하기 위

해 1968년 초창기 모형을 이용하였다.

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그림 1. 1960년대 초창기 모형

그림 2. 1970년대 2번째 수정 모형

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그림 3. 1980- 1990년대 3번째 수정 모형

그림 4. 통합 모형

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제 3절 의료이용의 결정요인

여기서는 의료이용 연구에서 가장 널리 사용되어오고, 이 연구에서도 채택한

An der sen 모형하에서의 의료이용 결정요인을 다음과 같이 고찰하였다. 이러한 의

료이용의 결정요인은 의료이용 형태, 의료이용 장소, 의료이용 목적, 의료이용정도

에 따라 다르게 나타난다 (A day & An der sen , 1974; Ander sen , 1995)

1 . 개인속성요 인

개인속성요인(predisposin g factor s )이라 함은 의료이용전에 나타나는 특성으로

사회인구학적 특성, 사회구조적 특성, 의료 (인) 및 질병 등에 관한 신념 등이 포함

된다.

가. 성

성은 의료이용의 중요한 요인중 하나이다. 여성이 남성보다 의료이용을 더 많

이 한다는 일치된 연구결과들이 있다(T essler et al., 1976; Sin delar , 1982;

Cam pbell & Roland, 1996; Jack son et al., 1999). 그 이유는 다음과 같이 살펴 볼

수 있다. 첫째, 여성이 남성보다 의료이용을 더 많이 하는 이유는 여성의 가족내

역할 때문이라고 할 수 있다(Sin delar , 1982). 즉, 여성이 질병에 이환될 경우, 부모

로서 아내로서의 가족내 역할에 지장을 초래하기 때문에 여성 스스로 의료이용을

하는 경향이 크다는 것이다. 그리고 여성이 질병에 이환되면 간호해 줄 사람 (care

giv er )이 없기 때문에 사전에 예방적 차원에서 의료를 더 많이 이용하는 경향을

보인다는 것이다.

둘째, 여성과 남성의 질병역할 (sick role )에 있어서 차이를 보인다. 즉, 여성들은

남성에 비해 건강에 대한 관심이 높을 뿐 아니라 건강에 관한 지식이 더 많아 자

신들의 증상을 쉽게 인식할 수 있다. 그리고 비슷한 증상이라 할지라도 여성은 남

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성에 비해 자신의 증상에 대해 좀 더 자주 그리고 좀 더 강하게 보고하는 경향이

있다. 반면, 비슷한 증상일지라도 남성들은 여성들보다 잘 참고 대수롭지 않게 생

각하는 경향이 있으며, 남에게 잘 이야기하지 않는다. 이는 여성의 질병은 사회적

으로 쉽게 용인되는 반면, 남성들은 자신의 건강상 문제를 호소하기보다는 스스로

극복하는 것에 규범화되어 있기 때문이라 하겠다(Phillip s & S egal, 1969;

Nathan son , 1975; Bock & W irth , 1993).

셋째, 남성보다 여성이 의료서비스를 더 많이 이용하는 이유는 의료서비스에

대한 상대적 편의성 및 접근성 때문이라고 할 수 있다. 즉, 남성들은 직업적 압박

으로 인해 시간적으로 여유가 없는 반면, 여성들은 전일근무자가 적고 가정주부가

많으므로 시간적으로 여유가 더 있으며, 이로 인해 일정조정이 남자보다 더 쉽다.

그리고 남성은 가장으로서의 경제적 책임이 있는 반면, 여성은 이에 대해 비교적

자유로우므로 비용에 대해 덜 압박을 받는다 (M arcu s & Siegel, 1982).

나. 연령

연령에 따라 의료이용에 차이가 있다는 연구들이 많이 있다. 선진국에서는 10

대 후반 또는 20대 연령에서 의료이용이 가장 낮고, 0∼4세 및 70세 이상에서는

의료이용이 가장 높게 나타나 연령과 의료이용의 관계가 U자형 곡선을 보이는데

반해(Ohm ura , 1978; Cam pb ell & Roland, 1996), 우리 나라는 노년층의 의료이용

이 낮아지는 L자형 곡선을 보인다(김병익 등, 1991). Lee (1984)는 우리 나라 의료

보험 적용자의 의료수요에 대하여 분석하였는데, 0∼4세 연령층은 의료소비에 통

계적으로 유의한 영향을 나타내었으나 65세 이상의 연령층은 의료소비에 유의한

영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 노인인구의 특성상 신체적 취약성으로

의료에 대한 욕구는 높으나 노인의료보장제도가 마련되어 있지 않은 우리 나라에

서는 노년층의 경제적 취약성으로 실질적인 의료이용은 낮을 수밖에 없기 때문이

라 하겠다(조경숙, 1996).

A nder sen (1973)과 Benjam in (1986)은 노인인구 구성비가 높을수록 의료이용이

- 16 -

증가한다고 하였으며, F eldst ein (1993)은 연령이 증가할수록 의료이용이 증가함을

보여주어 연령증가가 개인의 건강스톡 마모율을 증가시켜 의료서비스 이용과 의

료비 지출이 증가된다는 Gros sm an의 파생수요 이론을 검증하였다. 그러나 우리

나라의 경우, 박현애와 송건용(1994)의 연구를 보면 연령이 낮을수록 병의원방문

회수가 증가하였다.

다. 사회적 지원망

가족과 사회적 지원망(social support net w ork )은 질병을 극복하고 건강을 유지

하는데 있어서 중요한 역할을 한다 (Oak ely , 1994). 가족관계의 어려움은 의료이용

을 방해할 수도 있으며, 이혼 또는 사별한 사람의 경우는 독신자나 결혼한 사람보

다 사회적 지원망이 약화되어 의료이용을 더 많이 하게 된다고 한다(In gham &

Miller , 1983). 이러한 배우자의 사회적 지원기능이 있어 무배우자일수록 사회적 지

원기능의 약화로 의료이용을 많이 한다는 연구결과들이 보고되고 있다(Sindelar ,

1982; F eldst ein , 1993; Iv anov & F lynn , 1999). 또한 어린 자녀의 경우 어머니가 의

료이용의 문지기로서의 역할을 하게 되므로, 일을 해야 하는 홀어머니 아이들의 의

료이용이 더 많다는 연구도 있다(Balar ajan et al., 1992; Judge & Benzev al, 1993).

라. 교육수준

Grossm an (1972)은 교육수준이 높을수록 자신의 건강관리를 보다 효율적으로

수행할 수 있기 때문에 의료이용이 감소될 것이라고 하였다. Knickm an (1984)과

M cM ah on (1991)의 연구에서는 교육수준과 의료이용간의 부 (- )의 관련성이 있음을

보여주었다. 그러나 교육수준이 높을수록 경제적 접근도가 높아지므로 의료이용이

증가될 것이라는 상반된 의견도 있다 (An der sen , 1973; Roos , 1989; M cAlpin e &

M ech anic, 2000). 우리 나라의 박현애와 송건용 (1994)의 연구에서는 연간 병의원

방문여부 및 방문회수에 교육수준이 정 (+)의 영향력을 보이는 것으로 밝혀졌다.

- 17 -

마. 거주지역

보건의료시설로부터의 거리가 의료이용에 부의 영향을 나타내어 의료시설이

부족하여 접근성이 떨어지는 시골지역보다는 도시지역 주민들이 의료이용을 더

많이 한다는 증거들이 있다 (Balar aj an et al., 1987; H ayn es , 1991; Bow lin g , 1991;

W att et al., 1993; 박현애와 송건용, 1994). 특히, 급·만성 질환보다는 수술과 관

련된 의료이용일 경우가 그 효과가 더 크며(Benth am & H ayn es , 1985), 교통시설

이 부족한 시골지역의 노인 및 장애인의 경우는 접근성이 더욱 더 떨어지게 된다

(Bentham & H aynes , 1985; H aynes , 1991).

우리 나라에서 지역간 의료이용 차이에 관한 연구들을 보면, 도시지역에 비해 상대

적으로 공급기반이 취약한 농어촌 지역의 의료이용 기회가 균등하지 못함을 지적해주

는 연구결과들이 있다. 주경식(1995)의 연구결과에 따르면 의료이용 수준을 단순 비교

하였을 때 군부가 도시보다 이용수준이 높았으나, 이용가능요인, 개인속성요인, 의료필

요요인을 차례로 통제함에 따라 도시의 의료이용 수준이 군부보다 유의하게 높게 나타

났다.

바. 기타

인종에 따른 의료이용의 차이를 구명한 연구들이 많이 있다. Cordle과

T yroler (1974)는 백인이 흑인보다 1.8배 가량 의료이용을 더 많이 한다고 하였고,

An der sen과 New m an (1969)도 유색인종보다 백인의 의료이용율이 더 많다고 하였

으며, F r eim an (1998)은 흑인과 백인간 의료이용의 차이보다 백인과 히스패닉간 의

료이용의 차이가 더 크다고 하였다. 그리고 Cam pbell과 Roland (1996)는 미국내 소

수민족의 의료이용율이 낮은 이유를 언어적 장벽에 기인한다고 설명한 바 있다.

그러나 우리 나라처럼 단일민족인 경우에는 의료이용연구에서 인종이 고려되지는

않는다.

의료이용 결정은 질병에 대한 지식과 이해정도에 따라 영향을 받기도 한다. 과

- 18 -

거 의료이용에 대한 경험이라든지, 친구 및 친지 등의 경험이 의료이용에 영향을

미치게 되는 것이다 (Bror sson & Rast am , 1993; S et terobult e & Kolip , 1997). 그리

고 질병에 대해 좀 더 많은 정보를 알고자 하는 욕구는 의사방문의 주요 요인이

될 수 있다. 정보를 찾음으로써 질병을 극복하고자 하는 사람들은 그렇지 않은 사

람들에 비해 서비스를 더 많이 이용하는 경향이 있다는 것이다(M artin et al.,

1991; v an de Kar et al., 1992). H ay와 Leahy (1982)는 정보가 많은 의료인 가족이

오히려 의료이용을 더 많이 한다고 하였다. 또한 환자- 의사의 관계 문제가 의료이

용에 대한 접근성을 제한할 수도 있다. 이는 의사방문을 지연시키고 필요한 의료

이용을 감소시키며, 다른 병원서비스로의 전환을 자극시키게 된다 (Broyles 등,

1999). 또한 의료이용은 자의에 의한 방문과 의사 권유에 의한 방문으로 나눌 수

있는데, 의사권유에 의해 의료이용이 증가할 수도 있다. Richardson 등 (1973)과

M art in e 등 (1991)은 의사방문의 1/ 2정도가 의사의 권유에 의한 재진여부라고 밝힌

바 있다.

2 . 의료가능요 인

의료가능요인(en abling fact or s )이라 함은 의료서비스를 찾고자 하는 개인들에

게 서비스 이용을 용이하게 하거나 또는 저해하는 상태를 말한다. 이러한 요인들

은 가족 또는 개인적 자원들 (소득, 의료보험 적용), 접근성 (의사에 대한 접근성, 예

약 대기 일수, 규칙적인 의료이용), 보건의료체계의 특성 (개업유형, 재원조달방법,

서비스의 이용 가능성), 특정 의사서비스를 이용하는 경향 또는 소인, 사회구조,

그리고 사회인구학적 특성(성별, 연령, 인종, 민족, 가족규모 및 구성요소, 주거지

역, 사회계층), 심리적 변수군 (질병 및 치료에 대한 인식, 의료서비스와 의사에 대

한 불신)들에 영향을 받을 것이다.

가. 경제적 접근도

- 19 -

의료이용을 가능하게 하는 소득수준의 경우, 의료이용과의 관계에 있어서는 상

반된 견해들이 있다. 즉, 고소득층일수록 경제적 능력으로 인해 의료이용을 많이

할 수 있다는 견해와 (T eller , 1973), 저소득층일수록 영양, 주거환경 등으로 인해

질병에 걸릴 가능성이 높아져 의료이용을 많이 할 수밖에 없다는 견해가 그것이

다 (Mulloley & F reeborn , 1979; Broyles et al., 1983; Cam pbell & Roland, 1996).

M ont eiro (1973)는 연령, 의료전달체계, 활동제한일수 등을 통제한 후라도 저소득층

이 고소득층보다 의료이용을 더 많이 한다는 것을 증명해 보였다. 하지만 저소득

층에서는 고소득층에 비해 예방적 차원에서의 의료는 덜 이용한다고 하였다.

의료이용에 있어서 의료서비스의 가격은 빼놓을 수 없는 주요한 요인이다

(F reim an , 1998; 이원재, 1998). Cam pbell과 Roland (1996)은 의료비용과 의료이용

으로 인한 이익정도를 따져보아 의료이용을 한다고 하였다. 의료보험적용을 통해

소비자가 인지하고 부담하는 의료서비스의 가격은 낮아진다. 그래서 도덕적 해이

(m oral h azard) 현상이 나타날 정도로 의료이용은 증가하게 된다. 이처럼 의료보

험적용이 의료이용을 증가시킨다는 연구결과들이 많이 있다(F reem an & Corey ,

1993; M onh eit , 1994; H ahn , 1994; Broyles et al., 1999). Hafn er - Eat on (1993)은 보

험적용자가 비적용자보다 의료이용을 더 많이 하며, 만성질환 및 건강한 집단보다

급성질환에 이환된 집단의 경우, 의료보험 적용유무가 더 큰 제약조건으로 작용하

고 있음을 보여주었다. 우리 나라의 경우, 유승흠 등 (1986)의 연구에 따르면 의료

보험 실시로 의료이용이 증가하였으며, 치료처의 종류중 약국 및 한의원의 비중이

낮아지고, 병의원 및 보건기관의 비중이 상대적으로 증가하였다. 그러나 현재의 우

리 나라와 같이 전국민이 의료보장제도를 적용받는 나라에서는 의료보장상태로

경제적 접근도를 설명하기는 어려울 뿐 아니라(S at o et al., 1995), 보험적용 유무

가 의료이용의 예측요인이 될 수 없다.

오히려 W an과 S oifer (1974)의 경우는 M edicare와 M edicaid가 의료이용을 높이

지는 못하였고, 의사방문당 평균비용, 건강상태, 질병에 대한 반응이 의료이용의

주요 결정요인들이었다고 보고하였다. 즉, 보험적용유무, 방문시간, 의료기관까지의

거리, 의사수 등보다 비용통제가 의료전달체계에 있어 더 확실한 개입점이 될 것

을 시사해 주었다. 여기서 소비자가 인지하는 의료서비스의 가격은 본인부담액이

- 20 -

라고 할 수 있는데, 이러한 의료비 본인부담이 의료이용의 접근성과 의료서비스

이용량을 낮추는 요인이 된다는 연구들이 있다 (Beck , 1980; M annin g et al., 1984;

Broyles et al., 1999; Leslie & Rosenheck , 1999). 특히, Sh apiro 등 (1986)은 무료로

서비스를 제공받는 집단과 본인부담을 하는 집단간 의료이용을 비교한 결과, 중증

질환의 경우는 두 집단간 차이를 보이지 않았으나, 경미한 질환에 대해서는 본인

부담을 하는 집단이 무료로 의료서비스를 제공받는 집단에 비해 의료이용률이 낮

게 나타난다고 하였다. 우리 나라의 경우 의료보험의 한방급여는 비급여 항목이

많으며, 한방의료를 이용하는 이용자 특성상 만성질환자가 많으므로 한방의료서비

스의 가격은 양방의료서비스의 가격보다 높을 수밖에 없다. 따라서 이러한 점이

한방 의료이용에 제약요건으로 작용한다고 할 수 있겠다.

나. 물리적 접근도

여러 연구들에서 상용치료원의 존재가 의료이용을 증가시킨다고 한다 (T ann er ,

1983; Kasper , 1987; H ay w ard et al., 1991; Davidson et al., 1999; 박현애와 송건

용, 1994). H ay w ard 등(1991)의 연구결과 상용치료원의 부족으로 인한 의료서비스

접근의 어려움이 5.8배 가량 큰 것으로 나타났다. 그러나 상용치료원은 적시에 적

당한 치료를 받도록 하여 건강증진에는 기여하나, 자주 의료공급자와의 접촉 가능

성을 통해 의료비 부담이 증가할 수 있다는 주장도 있다(Lew in - Epst ein , 1991).

상용치료원이 의료이용에 미치는 영향을 횡단면적 자료를 이용할 경우 상용치

료원이 의료이용전에 존재했는지, 아니면 의료이용과 동시에 상용치료원의 존재를

보고하는 것인지를 확인하기 어렵다는 문제가 있다. 그래서 후자의 경우로 인해

상용치료원이 의료이용에 미치는 영향이 과다 추정되는 문제가 있다. 이러한 문제

를 해결하기 위해 Davidson 등(1998)은 상용치료원을 가지게 된 기간으로 이러한

문제를 해결하고자 하였다.

그리고 보건의료시설로부터의 거리가 의료이용에 부의 관련성을 가진다는 증

거들이 있다 (A nder sen & An der son , 1973; H arris , 1975; Cordle & T yroler , 1974;

- 21 -

Balarajan et al., 1987; H aynes , 1991; Bow ling , 1991; Cox , 1994; W att et al.,

1993). 농촌지역 주민을 대상으로 한 이원재(1998)의 연구에서는 교통시간이 의료

이용에 부의 영향을 미친다는 것을 밝혀주었다. 그 외 의료서비스 제공방식

(Rich ardson , 1970), 의료시설의 공급 (F u ch s & Kram er , 1972) 등이 의료이용을 높

인다는 연구결과들도 있다.

3 . 의료필요요 인

의료필요요인(need fact or s )은 개인이 인지한 질병의 증상과 장애정도에 대해

개개인이 반응하고 평가한 것, 또는 건강상태에 대한 의료적 평가 및 질병에 대한

의사진단의 긴급성에 의해 측정된다. 이것은 아마 사람들이 의료를 찾게 되는 가

장 중요하고 긴급한 요인일 것이다. 실증적으로 많은 연구들에서 의료필요요인이

의료이용의 가장 중요한 요인임이 밝혀진 바 있다(A day & An der sen , 1974;

An der sen & A day , 1978; W olin sky , 1978; Branch et al., 1981; T ann er et al.,

1983).

Cam pbell과 Roland (1996), 박현애와 송건용(1994)은 건강상태가 의료이용율을 높

인다고 하였고, M ech anic (1978)은 인지된 건강상태가 의료이용의 가장 중요한 예측

요인이라고 하였다. Ander sen과 Aday (1978)의 연구에서는 연간 개개인이 경험한 증

상수와 인지된 건강이 의사방문수에 가장 큰 영향을 미치는 요인이라고 하였다. 하지

만 공급자가 인지한 질병의 경중도도 모형에 포함되어야 함을 지적하였다. 또한 만성

질환이환 여부가 의료이용에 정의 영향을 미친다고 한 연구들이 있으며 (W olin sky ,

1978; 박현애와 송건용, 1994), Hafn er - Eat on (1993)은 만성질환자가 건강한 집단에

비해 의료이용 확률이 1.54배 높으며, 급성질환자는 건강한 집단에 비해 의료이용

확률이 2.40배정도 높다고 하였다.

- 22 -

제 4절 양·한방의료의 대체 및 보완관계

대체재(sub st itu tes )란 상대재화의 가격이 상승할 경우 문제되는 재화의 소비량

이 증가하는 경우를 일컫고, 보완재 (com plem ent s )란 상대재화의 가격이 상승할 경

우 문제되는 재화의 소비량이 감소하는 경우를 말한다. Dee (1999)는 십대들에게

있어서 술과 담배가 대체재라기보다는 보완재로 소비되고 있음을 증명해 보였다.

즉, 담배소비세가 증가하면 십대들의 흡연이 감소하며, 이에 따라 십대들의 음주율

도 낮아지는 것을 밝혔다.

의료서비스에 있어서 대체 및 보완관계 구명에 관한 연구는 찾아보기가 힘들

다. Davis와 Ru ssell (1972)은 입원이 외래로 대체되는지의 여부를 살펴보기 위해

미국의 48개 주의 비영리 민간병원을 대상으로 다음과 같이 분석하였다. 종속변수

인구당 조정 병원외래방문회수에 대하여 병원외래방문당 가격, 입원가격, 가구원 1

인당 소득, 병상점유율, 인구당 의원수, 일반의수에 대한 전문의수 비율, 의원방문

당 평균가격, 65세 이하 인구비율, 전출입율 등의 독립변수를 투입하여 다중회귀분

석을 실시하였다. 그 결과 입원서비스가 외래서비스로 대체될 수 있음을 보여 주

었다. 그리고 v an der Gagg (1975)는 120개 병원을 대상으로 병상공급 및 일반의

공급에 대한 입원의 탄력성을 산출하여 입원서비스를 외래서비스로 대체하는 것

이 바람직함을 밝혀내었다. 이러한 입원서비스에 대한 외래서비스의 대체 가능성

은 인구당 병상수를 감소시키는 정책을 유도할 수 있도록 해준다. 그러나 우리 나

라의 한방의료가 양방의료의 대체재로 이용되고 있는지 아니면 보완재로 이용되

고 있는지에 대해 구체적으로 구명한 연구는 아직까지 없다.

제 5절 우리 나라의 양·한방 의료이용 현황

1 . 의료이용률

- 23 -

우리 나라 양·한방 의료이용 현황을 살펴보기 위해 한국보건사회연구원에서

3년마다 실시하는 국민건강조사 결과를 살펴보았다. 1998년 2주간 병의원 이용자

의 비율은 45.0% , 한방의료기관 이용자의 비율은 3.4%로 1995년보다 감소하였고,

약국이용의 경우는 1995년보다 증가하여 43.1%를 나타내었다(표 1). 그러나 연도

별로 조사시점이 다르고 단기간의 의료이용도임을 고려할 때 단순 비교는 어렵다

하겠다 (남정자 등, 1999).

사회인구학적 특성에 따른 양·한방 의료기관 이용률을 성별로 보면, 양·한방

모두 여자의 외래의료이용률이 높았으며, 연령별로는 양방의료기관의 경우는 1∼6세

구간의 저 연령층과 65세 이상의 고연령층의 의료이용률이 높았으나, 한방의료기관

의 경우는 연령이 증가할수록 외래의료이용률이 증가하는 경향을 보였다. 교육수준

별로 보면, 양방의료기관 이용률은 교육수준이 낮을수록 증가하였고, 한방의료기관

이용률은 무학인 경우가 가장 높았다. 양방의료기관은 소득수준별로 두드러진 차

이를 보이지 않았으나 한방의료기관은 소득수준이 낮을수록 의료이용률이 높았다.

그리고 지역별로 보면, 양방 및 한방의료기관 외래의료이용률이 도시지역보다 농

촌지역이 더 높았다 (표 2).

표 1. 2주간 의료이용자 비율(1985- 1998)

(단위: %)

구분양방

의료기관

한방

의료기관

치과

의료기관보건소 약국 기타 계

1989 40.4 3.9 1.4 3.1 50.5 0.7 100.0

1992 48.5 4.3 2.1 4.4 40.1 0.6 100.0

1995 48.0 4.4 5.7 4.6 37.3 - 100.0

1998 45.0 3.4 4.3 4.1 43.1 0.1 100.0

자료: 1) 송건용, 홍성국. 한방의료 수요와 공급에 관한 연구. 한국보건사회연구원. 1996

2) 남정자 등. 국민건강·영양조사 총괄보고서. 한국보건사회연구원·보건복지부. 1999

- 24 -

표 2. 사회인구학적 특성별 2주간 외래의료이용률† (1998)

(단위: %)

구분양방

의료기관

한방

의료기관

치과

의료기관보건소 약국 계

성 남 13.8 1.1 1.8 1.2 13.5 27.9여 17.3 1.5 1.5 1.7 16.0 33.2

연령(세) 1∼6 41.1 0.9 2.2 1.5 12.0 50.07∼18 10.6 0.5 1.8 0.4 15.3 25.8

19∼44 9.0 1.1 1.4 0.3 14.6 23.845∼64 18.2 2.2 1.8 2.5 16.7 35.865세 이상 22.8 2.7 1.2 8.7 13.0 41.2

교육수준 미취학 39.8 1.0 2.0 1.3 11.8 50.5무 학 20.9 2.9 1.1 7.9 13.9 40.6초등졸 17.0 1.4 2.0 2.5 17.3 35.2중 졸 12.1 1.3 1.6 1.2 16.7 29.5고 졸 9.5 1.3 1.5 0.4 14.9 24.9전문대 이상 8.6 0.9 1.5 0.2 12.4 21.9

소득수준 50만원 이하 15.8 1.6 1.3 4.2 14.8 33.051∼150만원 15.3 1.2 1.6 1.1 15.1 30.3151∼300만원 15.8 1.2 1.9 0.5 14.5 29.9301만원 이상 15.5 1.2 2.1 1.0 12.6 29.3

거주지역 시 15.4 1.2 1.7 0.6 15.3 30.2군 16.1 1.5 1.6 4.9 12.6 32.2

전체 15.6 1.3 1.6 1.5 14.8 30.6

† 2주간 외래의료이용률=(2주간 외래의료 이용자수÷전체 조사대상 인구)×100

자료: 남정자 등. 국민건강·영양조사 총괄보고서. 한국보건사회연구원·보건복지부. 1999

2 . 의료보험 진료 실적

연도별 의료보험 수진율을 보면, 1990년 양방의 의료보험 수진율은 3.237건에서

1998년에는 4.913건으로 1.5배정도 증가하였다. 그러나 1990년 한방의 의료보험 수

진율은 0.039건에서 1998년에는 0.313건으로 무려 8배정도 증가하였다. 양방의 의

료보험 수진율에 비해 한방의료보험의 수진율이 더 급격한 경사를 이루고 있음을

알 수 있다. 특히, 한방 의료보험 수진율은 1994년을 기점으로 급격히 증가하였다

(그림 5, 그림 6).

- 25 -

그림 5. 연도별 양방의 의료보험 수진율

그림 6. 연도별 한방의 의료보험 수진율

- 26 -

연령별 양·한방 의료기관 진료건수를 보면, 양방의료기관의 경우는 0∼9세가

전체진료건수의 28.4%를 차지하였고, 10∼39세가 32.7% , 40∼64세가 28.9% , 65세

이상이 10.0%를 차지하였다. 한방의료기관의 경우는 0∼9세가 5.8% , 10∼39세가

34.7% , 40∼64세가 45.2% , 65세 이상이 14.4%를 차지하였다. 이를 통해 볼 때 양

방의료기관 이용은 저연령층에서도 많이 이루어지나 한방의료기관 이용은 저연령

층에서는 잘 이루어지지 않고 오히려 연령이 증가할수록 많이 이용하고 있음을

알 수 있다(표 3). 이는 남정자 등(1999)의 [표 2]와 같은 연구와도 일치하는 결과이

다. 질환별 양·한방 의료보험 진료실적을 보면, 입원의 경우 양방병원은 단일자연

분만이 1순위를 차지하였고, 제왕절개에 의한 단일분만, 급성충수염 등이 그 다음을

이었고, 한방의료기관의 경우는 중풍후유증이 1순위를 차지하였고, 졸중풍, 요통, 두

통 등이 그 뒤를 이었다(표 4). 그리고 외래의 경우 양방의료기관은 급성기관지염이

1순위를 차지하였고, 그 다음으로는 급성상기도감염, 치아 우식증 등이었고, 한방의

료기관은 요통이 1순위를 차지하였고, 그 다음이 견비통, 염좌 등이었다(표 5). 서미

경 등 (1996)의 연구에 따르면 한방병원 입원환자의 65.4%가 졸중풍으로 입원한다

고 하였고, 이응세 등 (1999)의 연구에서는 한방병원 이용자의 35.8%가 근골격계

및 결합조직 질환으로 가장 많은 비율을 차지하였고, 양방병원 이용자의 15.7%가

치과질환을 포함한 소화기계 질환으로 가장 많은 비율을 차지함을 보여주었다.

표 3. 연령별 의료보험 진료건수(1998)†

(단위: 건, %)

연령군양방의료기관 한방의료기관

진료건수 비율 진료건수 비율

0∼9세 62,117,007 28.4 802,403 5.810∼39세 71,488,519 32.7 4,822,754 34.740∼64세 63,134,909 28.9 6,286,132 45.2

65세 이상 21,745,852 10.0 1,996,514 14.4

합계 218,485,287 100.0 13,907,803 100.0

† 약국 제외

자료: 의료보험연합회. 의료보험통계연보. 1999

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표 4. 양·한방의료기관 입원환자의 질환별 진료빈도(1998)

(단위: 건)

진료빈도순위

양방의료기관 한방의료기관

1 단일자연분만 (261,214) 중풍후유증 (16,830)2 제왕절개에의한단일분만 (173,126) 졸중풍 (11,465)3 급성충수염 (92,332) 요통 (7,853)4 정신분열증 (75,222) 두통 (1,309)5 치핵 (74,054) 심실증 (1,197)6 폐렴 (73,930) 담음 (1,075)7 설사 및 위장염 (73,485) 중풍전조증 (1,009)8 노인성백내장 (60,543) 구안완사 (571)9 기타추간판장애 (57,868) 현훈 (568)10 위의악성신생물 (50,335) 역절풍 (453)

자료: 의료보험연합회. 의료보험통계연보. 1999

표 5. 양·한방의료기관 외래환자의 질환별 진료빈도(1998)

(단위: 건)

진료빈도순위

양방의료기관 한방의료기관

1 급성기관지염 (12,110,037) 요통 (4,118,382)2 급성상기도감염 (10,329,567) 견비통 (1,737,926)3 치아우식증 (9,373,409) 염좌 (1,541,321)4 치수 및 치근조직질환 (8,962,807) 고및슬부옹저 (719,448)5 급성비인두염 (8,608,375) 역절풍 (640,031)6 급성편도염 (6,920,429) 경부통 (481,961)7 급성인두염 (6,539,687) 복통 (466,468)8 본태성고혈압 (5,727,706) 상근 (427,302)9 위염 및 십이지장염 (5,363,774) 두통 (385,842)10 치은염 및 치주질환 (3,842,792) 중풍후유증 (346,001)

자료: 의료보험연합회. 의료보험통계연보. 1999

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3 . 진료비 지출 현황

이응세 등 (1999)의 연구에서 우리 나라 통계청 가구소비실태조사를 분석한 내

용에 따르면, 보건의료비에서 한방의료비가 차지하는 비중은 24.8%로 그중 68.5%

가 한방보약으로 지출되는 비용이었다. 전체 한방의료비중 한방의료기관을 통해

지출된 비용은 10.6%에 불과하였다. 한국보건사회연구원의 1998년 국민건강조사의

2주간 외래 이용자의 평균 의료비 지출을 살펴보면, 이용자당 평균 의료비 지출은

전체가 15.3천원이었다. 의료기관별로는 치과의료기관이 75.6천원으로 가장 높았고,

그 다음이 3차진료기관 52.8천원, 한방의료기관 49.8천원이었다. 방문일당 평균 지출

비용은 9.2천원이었고, 3차진료기관이 43.2천원으로 가장 높았고, 그 다음이 한방의

료기관이 33.5천원이었다(표 6). 이처럼 양방의료기관에 비해 한방의료기관의 의료비

지출이 많은 이유는 한방의료의 경우 보험 비급여 항목이 많기 때문이다. 그 증거로

한국보건사회연구원의 1995년 국민건강조사 결과를 보면, 양방의료기관의 전액자비

이용자는 7%정도인데 반해 한방의료기관의 전액자비 이용자는 무려 44%나 되었다

(송건용과 조재국, 1996).

의료보험자료를 통해 연도별 양·한방 의료보험 급여비 비율 및 건당진료비를 살

펴보면, 1990년 전체 급여비중 한방이 차지하는 비율이 0.62%였으나 1998년에는

3.42%로 5.5배 정도 증가하였다. 건당 진료비의 경우, 1990년에 양·한방 각각 23,350

원, 13,847원이었던 것이 1998년에는 각각 45,987원, 22,689원으로 증가하였다(표 7).

표 6. 의료기관별 2주간 외래이용자의 평균 지출 의료비용†

(단위: 백원)

구분3차

진료기관

종합

병원병원 의원

한방

의료기관

치과

의료기관약국 보건소 계

평균 지출비용 528 330 292 126 498 756 54 23 153

방문일당 지출비용 432 239 189 61 335 310 44 18 92

† : 지출의료비용이란 의료이용자가 의료기관에 직접 지불한 비용으로 본인부담금과 의

료보험 비급여가 해당됨.

자료: 남정자 등. 국민건강·영양조사 총괄보고서. 한국보건사회연구원·보건복지부. 1999

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표 7. 연도별 양·한방 의료보험 급여비 비율 및 건당진료비

(단위: %, 원)

연도보험급여비 비율 건당진료비

양방 한방 양방 한방

1990 99.38 0.62 23,350 13,847

1991 99.18 0.82 24,635 13,020

1992 99.21 0.79 26,445 14,776

1993 99.05 0.95 27,969 15,117

1994 98.95 1.05 29,670 15,599

1995 97.77 2.23 32,091 19,187

1996 97.08 2.92 37,771 20,522

1997 96.86 3.14 40,259 21,322

1998 96.58 3.42 45,987 22,689

자료: 의료보험연합회. 의료보험통계연보. 각 연도

- 30 -

제 3장 연구 방법

제 1절 연구가설

1 . 양·한방 의료 이용여부에 영향 을 미치는 요인

먼저 의료이용여부를 결정해 주는 가장 중요한 요인은 기존의 연구에서처럼

의료필요요인이 될 것이다(A day & Ander sen , 1975; A nder sen & A day , 1978;

W olin sky , 1978; Bran ch et al., 1981; T ann er et al., 1983). 즉, 이환일수, 이환갯

수, 활동제한일수 같은 의료필요요인들이 의료이용여부에 영향을 미칠것이며, 또한

양방의료이용 여부, 한방의료이용여부에도 영향을 미칠 것이다. 그러나 상용치료원

의 종류에 따라서는 양방병의원을 상용치료원을 가지고 있는 경우는 다른 상용치

료원을 가지고 있는 경우에 비해 양방의료이용 확률이 증가할 것이며, 한방병의원

을 상용치료원으로 가지고 있는 경우에도 다른 상용치료원을 가지고 있는 경우에

비해 한방의료이용 확률이 증가하게 될 것이다. 더욱이, 상용치료원이 양방병의원

인 경우 양방의료를 이용할 확률보다 상용치료원이 한방병의원인 경우 한방의료

를 이용할 확률이 더 클 것이다.

가설 1: 상용치료원의 종류가 양·한방 의료이용여부에 영향을 미칠 것이다.

1- 1. 양방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 양방의료를 이용할 확률

이 증가할 것이다.

1- 2. 한방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 한방의료를 이용할 확률

이 증가할 것이다.

1- 3. 양방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 양방의료를 이용할 확률보

다 한방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 한방의료를 이용할 확

률이 더 클 것이다.

- 31 -

2 . 양·한방의 료 선택 요인

일단 의료를 이용하기로 결심한 다음에는 어떤 요인이 의료기관의 종류를 선택

하도록 하는지를 파악할 필요가 있다. 기존의 연구들을 통해 볼 때, 양·한방 의료

기관 이용 질병에는 차이가 있다. 양방의료기관의 경우에는 급성기관지염, 급성상기

도감염 등과 같은 질환이 의료이용의 다빈도를 차지하고, 한방의료기관의 경우는

요통, 견비통, 염좌 등이 의료이용의 다빈도를 차지한다(의료보험연합회, 1996; 이

응세 등, 1999; 이규식과 조경숙, 1999). 따라서 이 연구에서는 질병상태가 양·한

방 의료이용 선택에 영향을 미칠 것이라는 가설을 설정하였다. 즉, 기존의 한방의

료이용 통계에서처럼 근골격계질환, 순환기계질환, 사고 및 후유증에 이환된 사람

의 경우 양방의료기관보다는 한방의료기관을 선택할 확률이 높을 것이다. 그리고

만성질환에 이환될수록 한방의료기관을 선택할 확률이 높아질 것이다.

일반적으로 유병율과 의료이용은 연령이 아주 낮거나 아주 높은 층에서 가장 높

게 나타나는 U자형인데, 우리 나라에서는 의료이용이 L자형을 보인다고 한다(김병익

등, 1991). 그러나 연령이 증가할수록 급성질환보다는 만성퇴행성 질환이 증가하게 되

고, 이는 장기적인 의료적 관리를 요구하게 되는데, 이 때 양방의료보다는 한방의료가

더 적합하다는 것이다(이응세 등, 1999). 따라서 연령이 낮을수록 양방의료를 선택할

확률이 증가하고 연령이 증가할수록 한방의료를 선택할 확률이 증가할 것이다.

또한 평소 양·한방의료를 이용하던 습관이 양·한방의료를 선택하는데 영향

을 미칠 수 있다(W an & S oifer , 1974; Dru ss & Rosenheck , 1999; 이응세 등,

1999). 따라서 상용치료원의 종류가 한방병의원인 경우에는 한방의료를 선택할 확

률이 높고, 양방병의원인 경우에는 양방의료를 선택할 확률이 높을 것이다. 이는

또한 양방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 양방병의원을 선택할 확률

보다 한방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 한방병의원을 선택할 확률

이 더 클 것이다.

가설 2: 질병 상태가 양·한방의료 선택에 영향을 미칠 것이다.

2- 1. 근골격계질환, 순환기계질환, 사고 및 후유증에 이환될 경우 양방의료보다

- 32 -

한방의료를 선택할 확률이 높아질 것이다.

2- 2. 만성질환에 이환될 경우 양방의료보다 한방의료를 선택할 확률이 높아질 것

이다.

가설 3: 연령에 따라 양·한방의료의 선택이 달라질 것이다.

3 - 1. 연령이 낮을수록 양방의료를 선택할 확률이 높고, 연령이 높을수록 한방

의료를 선택할 확률이 높아질 것이다.

가설 4: 상용치료원의 종류에 따라 양·한방의료의 선택이 달라질 것이다.

4 - 1. 양방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우는 양방의료를 선택할 확

률이 높을 것으며, 한방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우는 한

방의료를 선택할 확률이 높을 것이다.

3 . 양·한방의 료이용량에 영향 을 미치는 요인의 차이

기존의 많은 연구들에서 의료이용량에 영향을 미치는 요인중 의료필요요인이

가장 중요한 요인임이 밝혀진 바 있다 (A day & Ander sen , 1975; An der sen &

A day , 1978; W olin sky , 1978; Branch et al., 1981; T anner et al., 1983). 그러면 과

연 한방의료이용량에도 의료필요요인이 가장 중요한 영향 요인일까 하는 의구심이

생긴다. 우리 나라의 의료보험 급여 구조상 한방 급여가 양방에 비해 상당히 제한적

인 점을 감안해 본다면, 의료필요요인보다는 의료서비스의 가격과 같은 의료가능요

인이 의료이용량을 결정하는 더 중요한 요인이 될 것이다. 따라서 양방의료이용회수

의 가장 중요한 결정요인은 의료필요요인인 반면, 한방의료이용회수의 가장 중요한

결정요인은 의료가능요인일 것이라는 가설을 설정하였다.

가설 5: 양·한방 의료이용회수에 영향을 미치는 요인에는 차이가 있을 것이다.

5 - 1. 의료필요요인이 양방의료이용회수 결정에 가장 중요한 요인이 될 것이다.

5 - 2. 의료가능요인이 한방의료이용회수 결정에 가장 중요한 요인이 될 것이다.

- 33 -

4 . 양·한방의 료이용과 만족도

의료이용이 끝난 후 그 의료이용으로 인한 성과측정은 의료서비스의 질과 관

련된다 (A nder sen , 1995; Rolan d, 1995). 여기서는 성과측정의 지표로 환자만족도를

설정하였고, 이러한 환자만족도에 영향을 미치는 중요한 요인들은 비용에 대한 인

식도, 친절도, 대기시간 등이 될 것이다. 특히, 비용에 대한 주관적 인식도는 실제

지불한 의료서비스의 가격보다 양·한방의료이용 만족도에 더 큰 영향을 미칠 것

이다. 또한 한방의료 이용의 경우 양방의료보다 가격이 상당한 제약조건으로 존재

한다는 기존의 연구결과를 토대로 볼 때 (이규식, 1997; 이응세 등, 1999), 이러한

비용인식도의 상대적 영향력은 양방의료이용 만족도보다 한방의료이용만족도에

더 크게 기여할 것이다.

가설 6: 친절에 대한 인식도는 가장 중요한 양·한방 의료이용의 만족도 요인이

될 것이다.

가설 7: 실제 지불한 의료서비스의 가격보다 비용에 대한 주관적 인식도가 양·

한방 의료이용 만족도에 더 큰 영향을 미칠 것이다.

가설 8: 특히, 비용인식도는 양방의료이용만족도보다 한방의료이용 만족도에 상

대적으로 더 크게 기여하게 것이다.

5 . 양·한방의 대 체·보완 관계

한방의료와 양방의료의 대체 또는 보완관계 여부는 질병에 따라 다를 것이지

만, 전반적으로 우리 나라의 한방의료는 양방의료의 대체재로서 이용되고 있을 것

이다.

가설 9: 한방의료는 양방의료의 대체재가 될 것이다.

- 34 -

제 2절 연구대상 및 자료

1 . 자료의 개요

이 연구의 원자료 (raw dat a )는 한국보건사회연구원이 1983년이래 매 3년마다

전국 표본가구를 대상으로 조사원에 의한 가구방문면접조사로 실시하고 있는 국

민건강조사 자료중 1998년 자료이다. 비혈연가구를 제외한 1998년 국민건강조사

자료는 12,189가구 39,060명이었다3). 이중 이환자는 12,612명으로 전체 조사 대상

자의 67.7%를 차지하였고, 외래 의료 이용자는 12,103명으로 전체 조사 대상자의

31.0%였다(그림 7).

2주간 외래이용자 12,103명중 최대 이용 기관수는 다섯 개이며, 평균 1.3개의

의료기관을 방문하였다. 첫 번째 의료이용자는 12,103명, 두 번째 의료이용자는

2,521명, 세 번째 의료이용자는 440명, 네 번째 의료이용자는 72명, 그리고 다섯 번

째 의료이용자는 17명이었다. 이들중 2주간 양방병의원을 방문한 경험이 있는

사람은 총 5,915명으로 전체 외래이용경험자의 48.9%나 되었다. 그리고 2주간 한

방병의원을 방문한 경험이 있는 의료이용자는 517명으로 전체 외래이용경험자의

4.3%였으며, 약국을 방문한 경험이 있는 사람은 5,632(46.5% ), 치과병의원을 방문

한 경험이 있는 사람은 640명(46.5% ), 보건소 등을 방문한 경험이 있는 사람은

5,637명 (46.6% )이었다4)(그림 8).

그리고 인구 10만명당 의사수를 구하기 위해 보건복지통계연보 (보건복지부,

1999)의 1998년 시도별 의사수와 한국의 사회지표 (통계청, 1999)의 1998년 지역별

추정 인구수를 참조하였다.

3) 표본에 관한 자세한 내용은 보건복지부·한국보건사회연구원의 「1998 국민건강·영양

조사」를 참조할 것.4) 2주간 이용한 의료기관의 합이 100%가 넘는 이유는 2주간 여러 의료기관을 이용한 중

복 외래 이용자 때문임. [그림 8]을 참조할 것.

- 35 -

2 . 연구대상

이 연구의 대상은 39,060명의 개개인이며, 분석 내용에 따라 연구대상을 분리하

였다. 먼저 의료이용여부에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해서 전체 대상자

39,060명을 대상으로 하였으며, 이중 의료 비이용자 14,567명과 2주간 양방의료이

용 경험자 5,915명을 대상으로 양방의료이용여부에 영향을 미치는 요인을, 의료 비

이용자 14,567명과 2주간 한방의료이용 경험자 517명을 대상으로 한방의료이용여

부에 영향을 미치는 요인을 파악하였다. 그리고 의료이용기관 선택요인을 파악하

기 위해서는 첫 번째 외래이용자 12,103명중 치과병의원을 방문한 558명을 제외한

11,545명을 대상으로 하였으며, 2주간 양·한방의료 선택요인을 파악하기 위해서

양방 또는 한방의료 이용자 6,284명을 대상으로 분석하였다. 또한 이 6,284명을 대

상으로 양방 및 한방의료이용량에 영향을 미치는 요인과 만족도 요인을 분석하였

다. 양·한방의 대체 및 보완관계를 구명하기 위해서는 이에 필요한 양방의료서비

스가격과 한방의료서비스가격을 모두 충족시킬 수 있는 양방 및 한방의료를 모두

이용한 경험이 있는 148명을 대상으로 하였다.

그림 7. 2주간 이환 및 외래의료이용의 개요

- 36 -

-3

7-

제 3절 변수의 정의 및 측정방법

1 . 종속변수

의료이용의 차원은 크게 일정기간동안 의료이용경험의 유무와 총의료이용량으

로 나누어 볼 수 있다(Ander sen , 1995; Broyles et al., 1999). 총의료이용량은 일정

기간동안 총 의사방문회수 또는 의료비지출액으로 나누어 볼 수 있으며 (F reim an ,

1998), 이는 또한 의료기관별로 세분화하여 살펴 볼 수 있다 (W olin sky , 1978;

Bran ch et al., 1981). 의료이용경험유무는 조사대상자 대비 의료이용유무와 이환자

대비 의료이용유무로 나누어 볼 수 있으며(진기남 등, 1999), 이 또한 의료기관별

방문유무로 나누어 살펴 볼 수 있다.

이 연구에서는 양·한방의료 선택요인과 각각의 의료이용에 영향을 미치는 요

인을 파악하기 위해 다음 [표 8]과 같은 방법으로 종속변수를 선정하였다. 먼저 의

료이용 접촉경험 유무에 관한 변수는 전체 대상자를 대상으로 의료이용을 경험한

경우를 1, 경험하지 않은 경우를 0으로 하는 모조변수 (dum m y v ariable )로 만들어

의료이용여부라고 정의하였다. 그리고 의료 비이용자를 0으로 하고 양방의료를 이

용한 경우를 1로 하는 양방의료이용여부, 의료 비이용자를 0으로 하고 한방의료를

이용한 경우를 1로 하는 한방의료이용여부라고 정의하였다. 여기서 양방의료라 함

은 약국, 치과병의원, 보건소 등을 제외한 양방병의원을 방문하여 의료서비스를 제

공받은 경우로 정의하였고, 한방의료라 함은 한방병의원에서 제공받은 서비스로

정의하였다.

의료이용량에 관한 변수는 양방병의원방문회수 및 한방병의원방문회수로 구분

하였다. 이는 원자료의 특성상 2주간 방문회수로 한정하였으며, 양·한방 각각의

의료기관 방문회수를 측정하기 위해서 2주간 이용한 의료기관중에서5) 양방의료기

관과 한방의료기관을 분리한 뒤 각각의 2주간 방문회수를 더하여 2주간 총 양방

의료기관 방문회수와 2주간 총 한방의료기관 방문회수를 산출하였다(공식 1). 그

5) [그림 8] 참조.

- 38 -

러나 방문회수는 질병의 경중도 (sev erity ) 및 서비스의 강도(serv ice in ten sity )를

고려치 못한다는 문제점이 있다. 그리고 의료기관 선택 범주는 첫 번째 외래이용

자료를 대상으로 한 경우에는 양방병의원, 한방병의원, 약국, 보건기관으로 하였으

며, 2주간 양방 및 한방병의원 이용자료를 대상으로 한 경우에는 한방의료만 이용

한 집단, 양·한방의료 모두 이용한 집단, 양방의료만 이용한 집단으로 하였다. 여

기서도 양방의료라 함은 약국, 치과병의원, 보건소 등을 제외한 양방병의원을 방문

하여 의료서비스를 제공받은 경우로 정의하였고, 한방의료라 함은 한방병의원에서

제공받은 서비스로 정의하였다.

그리고 자신이 접촉하여 경험한 의료서비스 체계에 대한 태도로 정의되는 환

자만족도는 의료이용의 성과지표중 하나로서 의료서비스의 질과 관련된다. 환자만

족도는 매우 불만족 (1점)에서 매우 만족 (5점)까지 리커트 5점 척도로 측정되었는

데, 여기서 환자만족도는 [공식 2]와 같이 2주간 양방 및 한방병의원을 이용한 경

우의 평균 만족도로 측정되었다.

표 8. 종속변수의 정의 및 측정방법

변수명 내용 측정수준

의료이용여부(USE) ·2주간 의료이용 경험 유무 ·0 의료이용 전혀 안함, 1 의료이용

양방의료이용여부(USE1) ·2주간 양방의료기관 방문여부 ·0 의료이용 전혀 안함, 1 양방이용

한방의료이용여부(USE2) ·2주간 한방의료기관 방문여부 ·0 의료이용 전혀 한함, 1 한방이용

양방의료이용량(VISIT1) ·2주간 양방의료기관 총 방문회수 ·실수(공식 1)

한방의료이용량(VISIT2) ·2주간 한방의료기관 총 방문회수 ·실수(공식 1)

의료기관종류(G1) ·첫번째외래이용시의료기관종류 ·1 한방병의원, 2 약국, 3 보건기관,4 양방병의원

양한방의료이용종류(G2) ·2주간 이용한 의료기관 종류 ·1 한방병의원만 이용, 2 양·한방병

의원모두이용, 3 양방병의원만이용

양방의료이용만족도(SAT1)† ·2주간 양방의료기관 이용만족도 ·공식2

한방의료이용만족도(SAT2)† ·2주간 한방의료기관 이용만족도 ·공식2

† 리커트 5점 척도(1=매우 불만족, 2=불만족하는 편, 3=보통, 4=만족하는 편, 5=매우 만족)

로 측정된 수준을 [공식2]에 따라 산출한 값.

- 39 -

[공식 1]

VISIT 1 = V11 +V12 +V13 +V14 +V15

VISIT 2 = V21 +V22 +V23 +V24 +V25

Vij : i=의료기관종류(1=양방, 2=한방)

j=j번째 외래이용시 이용한 의료기관의 방문회수

[공식 2]

SAT 1 = S11 +S12 +S13 +S14 +S15/ 2주간 이용한 양방의료기관수

SAT 2 = S21 +S22 +S23 +S24 +S25/ 2주간 이용한 한방의료기관수

Sij : i=의료기관종류(1=양방, 2=한방)

j=j번째 외래이용시 경험한 의료이용 만족도

2 . 독립변수

이 연구에서는 성, 연령, 배우자유무, 교육수준, 지역과 같은 개인속성요인과 소

득, 상용치료원의 유무, 이동시간, 의료서비스가격과 같은 의료가능요인, 그리고 급

성질환 이환여부, 만성질환 이환여부, 이환일수, 이환갯수, 활동제한일수, 질병의 종

류와 같은 의료필요요인이 독립변수로 사용되었다(표 9).

의료서비스에 대한 접근성 변수인 이동시간은 의료기관별 방문당 평균 시간으

로 정의하였다. 즉, j번째 의료이용시 i의 의료이용기관 (1=양방, 2=한방)까지 걸린

시간을 모두 더하여 i의 방문기관수로 나눈 평균값으로 정의하였다(공식 3). 의료

서비스 가격도 방문당 평균 가격으로 정의하였는데, 이는 2주간 본인 총지불액을

2주간 총방문회수로 나눈 값이다 (공식 4). F u ch s & Kram er (1972), Davis &

Ru ssell (1972), H oltm an & Olsen (1976), Lee (1984) 등도 이와 같은 방법을 사용하

여 가격변수를 측정하였음에도 불구하고 다음과 같은 문제점을 배제시킬 수는 없

다. 첫째, 이러한 가격에는 의료의 질 (quality m ix )과 서비스 종류 (case m ix )가 혼

합되어 있어 서비스의 강도 및 질병의 경중도가 가격에 반영된다는 것이다

(H oltm an & Olsen , 1976). 둘째, 가격은 총진료비를 방문회수로 나눈 값이므로 잔

- 40 -

차와 가격간의 상관성의 문제가 제기될 수도 있다(Lee, 1984). 또한 이 연구에서

사용된 소득의 경우도 문제의 소지가 있다. 현재 소득이 없다할지라도 재산을 소

유하고 있는 사람의 경우는 의료이용이 가능하다고 볼 수 있으므로 소득의 경우

영구소득을 사용해야한다 (Lee , 1984). 그러나 사회조사에서 얻을 수 있는 자료는

현재 소득이므로 이 연구에서도 현재 소득을 사용할 수밖에 없었다.

의료이용경험요인은 의료이용 이후에 나타나는 특성으로 대기시간, 친절도, 비

용에 대한 인식도 등이 포함되었다. 이는 가격 및 이동시간 변수와 마찬가지로 양

방의료이용 경험후 평균 대기시간, 평균 친절도, 비용에 대한 평균 인식도, 한방의

료이용 경험후 평균 대기시간, 평균 친절도, 비용에 대한 평균 인식도로 측정하였

다 (공식 5, 공식 6, 공식 7).

표 9. 독립변수의 정의 및 측정방법

변수 내용 측정수준

개인속성요인

연령(AGE) ·조사대상자의 연령 ·실수

(GAGE)·조사대상자의 연령군

·1 1∼19세, 2 20∼39세, 3 40∼59세, 4 60세 이상

성(GEN) ·조사대상자의 성 ·0 여, 1 남

교육수준(EDU) ·조사대상자의 학력 수준 ·0 무학, 1 무학이나 문자해독 가능, 2 초등졸, 3 중졸, 4 고졸, 5전문대졸, 6 대졸, 7 대학원이상

(GEDU) ·조사대상자의 학력 범주 ·상(전문대졸 이상), 중(중졸 및 고졸), 하(초등졸 이하)

배우자유무(MAR) ·조사대상자의 배우자 유무 ·0 유배우, 1 무배우

거주지역(AREA) ·조사대상자의 거주지역 ·0 농촌, 1 도시

의료가능요인

가족소득(IN) ·조사대상자의 월평균 가구 소득 ·월평균 소득(만원)(GIN) ·조사대상자의 월평균 소득수준 ·상(200만원이상), 중(100∼199만

원), 하(100만원 이하)상용치료원유무(REG)

종류(GREG)·평소이용하는단골치료원의유무·평소이용하는단골치료원의종류

·0 무, 1 유·0 무, 1 양방병의원, 2 한방병의원, 3 약국, 4 보건소 등

- 41 -

(표 9. 에서 계속)

이동시간(TT) ·이용한 의료기간까지 걸린 시간 ·실수(분)양방 이동시간(TT1) ·양방의료기간까지 걸린 시간 ·실수(분), 공식 3한방 이동시간(TT2) ·한방의료기간까지 걸린 시간 ·실수(분), 공식 3

의료가격(P) ·의료이용시 본인부담 지출액 ·실수(원)양방의료가격(P1) ·1회평균양방의료이용시본인부담지출액 ·실수(원), 공식 4한방의료가격(P2) ·1회평균한방의료이용시본인부담지출액 ·실수(원), 공식 4

인구10만명당의사수(WP) ·지역인구 10만명당 의사수 ·실수

인구10만명당한사수(OP) ·지역인구 10만명당 한의사수 ·실수

인구10만명당총의사수(PH) ·지역인구 10만명당 의사수 및 한의사수 ·실수

의료필요요인

이환종류(AC) ·첫번째 외래 이용시 이환의 종류 ·0 급성질환, 1 만성질환

급성질환 이환여부(AD) ·만성질환 제외한 2주간 이환경험 ·0 무, 1 유

만성질환 이환여부(CD) ·지난 1년간3개월이상지속되는이환경험 ·0 무, 1 유

이환일수(ID) ·2주간 총 이환일수 ·실수(일)이환갯수(IA) ·2주간이환된질병의수 ·실수(개)활동감소일수(DD) ·2주간 늘 하던 일을 덜 해야 했던 일수 ·실수(일)질병종류(GD) ·첫번째 외래 이용시 질병의 종류 ·내분비계, 소화기계, 신경 및

감각기계, 순환기계, 호흡기계,

비뇨생식기계, 피부계, 근골격

계, 사고등, 기타

근골격계질환(D1) ·2주간의료이용이필요했던근골격계질환유무 ·0 무, 1 유

순환기계질환(D2) ·2주간의료이용이필요했던순환기계질환유무 ·0 무, 1 유

호흡기계질환(D3) ·2주간의료이용이필요했던호화기계질환유무 ·0 무, 1 유

소화기계질환(D4) ·2주간의료이용이필요했던소흡기계질환유무 ·0 무, 1 유

사고 및 중독(D5) ·2주간의료이용이필요했던사고및중독유무 ·0 무, 1 유

이용경험요인

양방의료 대기시간(WT1) ·양방의료이용시 진료받기전 대기시간 ·실수(분), 공식 5한방의료 대기시간(WT2) ·한방의료이용시 진료받기전 대기시간 ·실수(분), 공식 5

양방의료 친절도(K1)† ·양방의료이용시 경험한 친절도 ·공식 6

한방의료 친절도(K2)† ·한방의료이용시 경험한 친절도 ·공식 6

양방의료 비용인식도(CP1)‡ ·양방의료이용시 지불비용에 느끼는 정도 ·공식 7

한방의료 비용인식도(CP2)‡ ·한방의료이용시 지불비용에 느끼는 정도 ·공식 7

† 리커트 5점 척도(1=매우 불친절, 2=불친절, 3=보통, 4=친절, 5=매우 친절)로 측정된 수준

을 [공식6]에 따라 산출한 값.

‡ 리커트 5점 척도(1=매우 적당, 2=적당, 3=보통, 4=비싼편, 5=매우 비싼편)로 측정된 수준

을 [공식7]에 따라 산출한 값.

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[공식 3]

TT1 = (T11+T12+T13+T14+T15)/ 2주간 이용한 한방의료기관수

TT2 = (T21+T22+T23+T24+T25)/ 2주간 이용한 한방의료기관수

T ij : i=의료기관종류(1=양방, 2=한방)

j=j번째 외래이용시 이용한 의료기관까지 가는데 걸린 시간

[공식 4]

P1 = (P11+P12 +P13 +P14 +P15 )/ VISIT 1

P2 = (P2 1+P22 +P23 +P24 +P25 )/ VISIT 2

Pij : i=의료기관종류(1=양방, 2=한방)

j=j번째 외래이용시 이용한 의료의 본인부담 지불액

[공식 5]

WT1 = (W11+W12+W13+W14+W15)// 2주간 이용한 양방의료기관수

WT2 = (W21+W22+W23+W24+W25)// 2주간 이용한 한방의료기관수

Wij : i=의료기관종류(1=양방, 2=한방)

j=j번째 외래이용시 의료이용 대기시간

[공식 6]

K1 = (K11+K12+K13+K14+K15)/2주간 이용한 한방의료기관수

K2 = (K21+K22+K23+K24+K25)/2주간 이용한 한방의료기관수

Kij : i=의료기관종류(1=양방, 2=한방)

j=j번째 외래이용시 이용한 의료기관에서 경험한 친절도 점수

[공식 7]

CP1 = (C11+C12+C13+C14+C15)/ 2주간 이용한 한방의료기관수

CP2 = (C21+C22+C23+C24+C25)/ 2주간 이용한 한방의료기관수

Cij : i=의료기관종류(1=양방, 2=한방)

j=j번째 외래이용시 이용한 의료기관에서 경험한 친절도 점수

- 43 -

제 4절 연구모형 및 분석방법

1 . 연구모 형

가설을 검증하기 위해 이 연구에서는 지금까지 수 십년 동안 의료이용 연구에

서 많이 이용된 바 있는 Ander sen모형(An der sen , 1995)을 기본 모형으로 하여

[그림 9]와 같이 연구틀을 설정하였다. 먼저 의료이용여부, 양방의료이용여부, 한방

의료이용여부에 영향을 미치는 요인을 알아보기 위해 [모형 1]과 같이 여러 독립

변수들을 투입하였다. 이에 대한 분석은 다중 로지스틱 회귀분석 (m ult iple logistic

r egres sion an aly sis )을 이용하였다. 그리고 양·한방의료 선택요인에 관한 분석을

위해 [모형 2]와 [모형 3]과 같이 설정하였으며, 이를 분석하기 위해서는 다항 로

짓회귀분석법 (poly chotom ou s logist ic r egression analy sis )을 이용하였다. 여기서

결과변수 Dj는 K개의 범주를 가지는 명칭척도의 다항성 변수로 K번째 군은 준거

집단(대조군)이 된다. 그리고 결과변수에 영향을 줄 것으로 예상되는 독립변수(위

험요인)는 X 1 , … X p로 p 개가 있다고 할 때 i번째 대상이 j번째 연구집단에 속할

확률과 준거집단에 속할 확률은 다음 [공식 8]과 같이 정의된다.

그리고 양·한방 의료이용 결정요인의 차이를 파악하기 위해 각각 [모형 4]와

[모형 5]를 설정하여 위계적 다중회귀분석 (hier ar chical m ult iple r egression

an aly sis )을 실시하였으며, 양·한방 의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인의 차

이를 파악하기 위해 각각 [모형 6]과 [모형 7]을 이용하여 위계적 다중회귀분석을

실시하였다. 마지막으로 한방의료가 양방의료의 대체재 또는 보완재가 되는지를

검증하기 위해 [모형 8]과 같이 한방의료이용회수를 종속변수로 하고 양방 및 한

방의료 가격변수를 모두 투입한 모형을 설정하여 다중회귀분석을 실시하였다. 여

기서 양방의료 가격이 상승하고 한방의료 이용량이 증가할 경우 한방의료는 양방

의료의 대체재가 되는 것이다.

- 44 -

-4

5-

U SE = f (GEN , GA GE , M A R , GEDU , A REA , GIN , GRU G, W P , OP , ID , IA

, DD ) [모형 1]

G1 = f (GEN , GA GE , M A R , GEDU , A REA , GIN , GRU G, P , T T , W P , OP ,

A C, ID, IA , DD, GD ) [모형 2]

G2 = f (GEN , GA GE , M A R , GEDU , AREA , GIN , GRU G, W P , OP , A D , CD

A C, ID, IA , DD, D1, D2, D3, D4, D5) [모형 3]

VIS IT 1 = f (GEN , A GE , MA R , EDU , A REA , IN , P 1, T T 1, RUG, W P , AD ,

CD , ID , IA , DD ) [모형 4]

V ISIT 2 = f (GEN , A GE , M A R , EDU , A REA , IN , P 2, T T 2, RU G, OP , A D ,

CD , ID , IA , DD ) [모형 5]

SA T 1 = f (GEN , A GE , M A R , E DU , A RE A , IN , P 1, T T 1, RU G, W P , A D ,

CD, ID, IA , DD , VISIT 1, W T 1, K 1, CP 1) [모형 6]

SA T 2 = f (GEN , A GE , MA R, EDU , AREA , IN , P 2, T T 2, RU G, OP , AD , CD

, ID, IA , DD, VISIT 2, WT 2, K 1, CP 2) [모형 7]

VISIT 2 = f (GEN, AGE, MAR, EDU, AREA , IN, P 1, P2, T T 1, T T 2, RUG, AD

, CD, ID, IA , DD) [모형 8]

[공식 8] P r ob1 =ex p ( j )

1 +k - 1

iex p ( i)

Prob1: research group j given p risk factors

j=1, …… k- 1

P r ob2 = 1 -k - 1

jP r ob1 Prob2: control group j given p risk factors

- 46 -

2 . 분석방법

이 연구에서는 [그림 10]과 같은 분석을 시도하였다.

가. 양·한방의료이용 유무

의료이용의 결정요인을 분석하는 연구에 있어서 의료이용이 없는 표본은 그

값이 0이 되는 제한된 종속변수(lim it ed depen dent v ariable ) 문제가 제기된다. 따

라서 여기에서는 제한된 종속변수의 문제를 해결하기 위하여 로지스틱 회귀분석

(logistic r egression an aly sis )을 통해 조사대상자를 모집단으로 하는 의료이용유무

를 살펴보았다. 그리고 비의료이용자 대비 양방의료이용여부와 비의료이용자 대비

한방의료이용여부에 영향을 미치는 요인을 알아보기 위해 동일한 모형으로 로지

스틱 회귀분석을 실시하였고, 비이용 집단에 비해 이용 집단의 각 독립변수들의

교차비 (odds ratio)가 어떠한지를 살펴보았다. 구간추정법(in t erv al est im at ion ) 결

과에서 추정된 구간이 1을 포함하지 않으면 이는 가설검정의 p < .05의 결과와 같

고, 1을 포함하면 가설검정의 p > .05와 같다.

나. 양·한방의료기관 선택요인

양·한방의료기관 선택요인에 관한 분석을 위해 다항 로짓회귀분석

(poly chotom ou s logist ic r egression analy sis )을 이용하였다. 첫 번째 분석은 종속

변수를 첫 번째 외래의료이용시 선택한 의료기관의 종류로 하였는데, 여기서는 치

과병의원을 제외한 양방병의원, 한방병의원, 약국, 보건소 등으로 하였다. 그 이유

는 치과병의원을 이용할 만한 질병의 경우, 한방병의원을 찾을 확률이 거의 없기

때문이다. 종속변수중 준거집단 (refer en ce group or control group )인 양방병의원

이용 집단에 비해 한방병의원 이용 집단, 약국 이용 집단, 보건소 등 이용 집단의

각 독립변수들의 교차비(odds ratio)는 어떠한지를 살펴보았다.

- 47 -

두 번째로 2주간 양·한방 의료이용 경험이 있는 집단을 대상으로 종속변수를

한방의료만 이용한 집단, 양·한방 동시 이용집단, 한방의료만 이용한 집단으로 나

누어 양방의료만 이용한 집단에 비해 나머지 집단의 교차비(odds rat io)가 어떠한

지를 살펴보았다. 즉, 준거집단 (r efer en ce group or control group )인 양방의료만

이용한 집단에 비해 한방의료만 이용한 집단의 각 독립변수들의 교차비는 어떠한

지, 양방의료만 이용한 집단에 비해 양·한방 모두 이용한 집단의 각 독립변수들

의 교차비는 어떠한지를 분석하는 것이다. 이는 로지스틱 회귀분석의 기본가정인

교차비 (odds ratio)의 자연로그는 독립변수들과 선형의 관계를 가진다는 것으로

95% 신뢰구간을 이용하여 통계학적 유의성을 평가하는 것과 동일한 과정을 거친

다. 그리고 이러한 구간추정법 (int erv al est im at ion ) 결과에서 추정된 구간이 1을

포함하지 않으면 이는 가설검정의 p< .05의 결과와 같고, 1을 포함하면 가설검정의

p> .05와 같다. 그리고 세 집단간 통계적 유의성은 W ald test의 검정통계량을 통해

검정하였다.

다. 양·한방 의료이용량에 영향을 미치는 요인의 차이

양·한방 의료이용량에 영향을 미치는 요인을 알아보기 위해 다중회귀분석을

실시하였는데, 양·한방 의료이용을 경험한 대상자만을 대상으로 하였다. 그 이유

는 전체 조사대상자의 69% (26,957명)가 지난 2주간 의료이용을 하지 않았다는 것

이다. 특히 한방의료를 이용한 경험이 있는 사람은 전체 조사대상자의 약1.3% (517

명)에 불과하며, 이환자의 2.0% , 의료이용자의 4.3%에 불과하기 때문에 의료이용

을 하지 않은 조사대상자 또는 이환자를 다중회귀분석 모형에 포함시키는 것은

적합하지 않기 때문이다. 즉, 의료이용을 하지 않은 사람들이 압도적으로 많아 의

료이용량이 0값에 편중되어 의료이용량의 변량을 설명하는데 통계적으로 문제가

있기 때문이다 (Broyles et al., 1999). 또한 앞서 설명한 양·한방의료이용여부와

양·한방의료이용량의 두가지 차원으로 분리하여 양·한방의료이용을 분석하는

것은 정책적 차원에서 가치를 지닌다. 의료이용자 및 비이용자구분과 소비된 의료

- 48 -

서비스의 양에 미치는 요인은 다를 것이며, 이러한 점은 각각의 정책에 어떠한 정

책을 수립해야 하는지를 시사해 줄 것이기 때문이다.

양·한방의료이용자들을 대상으로 의료이용량에 영향을 미치는 요인의 차이를

분석하기 위해서는 다중회귀분석을 실시하였다. 즉, 2주간 총 양방의료기관 방문회

수와 2주간 총 한방의료기관 방문회수를 종속변수로 하여 각각 다중회귀분석을

시도하였다. 특히, 의료이용 결정요인의 한계 설명력을 살펴보기 위해 위계적 다중

회귀분석 (hier ar chical m ult iple r egression )을 이용하였는데, 1단계에서는 개인속성

요인만을 투입하여 회귀분석을 실시하였고, 2단계에서는 의료가능요인을, 그리고 3

단계에서는 의료필요요인을 추가하여 분석을 시행하였다.

그리고 위계적 다중회귀분석을 실시하기 전에 다중회귀분석의 기본 가정인 극

단치(outlier s )의 평가, 잔차의 분포 (정상성, 선형성, 동변량성, 독립성), 독립변인간

의 다중공선성(m ulticollin earity ) 문제 등을 검토하였다. 상관행렬(corr elat ion

m atrix )을 통해 다중공선성을 진단해 본 결과 급성질환 이환여부와 만성질환 이환

여부가 r =.79로 상관성이 커서 다중공선성이 의심되었으나, 조건지수 (condit ion

in dex )와 상관계수, 분산증폭요인(VIF : v ariance inflat ion fact or ), 공차 (toler an ce)

등을 통해 좀 더 자세하게 진단해 본 결과 다중공선성 문제를 크게 우려하지 않

아도 되어 두 변수 모두 회귀분석에 투입하였다. 또한 양방 및 한방 의료이용에

영향을 미치는 개별 변인의 상대적 기여도를 살펴보기 위해서 다중회귀분석의 편상관

계수(partial correlation )6)의 크기를 비교하였다.

라. 양·한방 의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인의 차이

양·한방의료이용자들을 대상으로 그들의 의료이용 만족도에 영향을 미치는

요인의 차이를 분석하기 위해서 2주간 양방의료이용 평균 만족도와 2주간 한방의

료이용 평균 만족도를 종속변수로 하여 각각 위계적 다중회귀분석을 실시하였는

6) P r i =R 2 - R ( i)

2

1 - R ( i)2

- 49 -

데, 1단계에서는 개인속성요인만을 투입하여 회귀분석을 실시하였고, 2단계에서는

의료가능요인을, 3단계에서는 의료필요요인, 그리고 4단계에서는 이용경험요인을

추가하여 분석을 시행하였다. 다중회귀분석을 실시하기 전에 다중회귀분석의 기본

가정인 극단치의 평가, 잔차의 분포 (정상성, 선형성, 동변량성, 독립성), 독립변인간

의 다중공선성 문제 등을 검토하였다. 그리고 양방 및 한방 의료이용 만족도에 영

향을 미치는 개별 변인의 상대적 기여도를 살펴보기 위해서 다중회귀분석의 편상관계

수의 크기를 비교하였다.

마. 양·한방의료의 대체관계

한방의료가 양방의료의 대체재가 되는지 보완재가 되는지를 분석하기 위해 2

주간 총 한방의료기관 방문회수를 종속변수로 하고 독립변수에 양방 및 한방의

가격변수를 모두 투입하는 다중회귀분석을 실시하였다. 다중회귀분석의 기본 가정

인 극단치의 평가, 잔차의 분포(정상성, 선형성, 동변량성, 독립성), 독립변인간의

다중공선성 문제 등을 검토한 결과, 극단치 1명과 결측치로 인한 10명이 분석에서

제외되어 총 135명이 다중회귀분석에 이용되었다. 상관행렬, 조건지수, 분산증폭요

인, 공차 등을 통해 다중공선성 문제를 검토해 본 결과, 크게 문제되는 변수가 없

어 모두 회귀분석에 사용하였다.

- 50 -

-5

1-

제 4장 연구 결과

제 1절 표본의 일반적 특성

1 . 개인속성 요인

전체 대상자의 51.3%가 여자였고, 48.7%가 남자였으며, 의료이용자의 경우는

여자가 55.9%로 의료비이용자의 49.2%보다 많았다. 연령별로는 전체 대상자의

30.3%가 0∼19세였으며, 20∼39세는 31.8% , 40∼59세는 24.5% , 60세 이상은 13.4%

였다. 의료이용자는 0∼19세 연령층이 32.6%로 가장 높은 비율인 반면, 의료비이

용자는 20∼39세 연령층이 35.5%로 가장 많은 비율을 차지하여 차이를 보였다. 그

리고 전체 대상자 49.6%가 배우자가 있었으며, 이는 의료이용집단과 비이용집단간

차이를 보이지 않았다. 교육수준의 경우, 전체 대상자의 16.9%가 상 , 44.8%가

중 , 38.3%가 하 였으며, 의료이용자에 비해 의료비이용자의 교육수준이 더 높았

다. 거주지역의 경우는 전체 대상자의 33.2%가 농촌에 거주하고 있었으며, 의료이

용자와 비이용자간 차이를 보였다 (표 10).

2주간 양방 또는 한방의료를 이용한 집단 6,284명에 대한 개인속성 요인을 살

펴 보았다. 여자는 3,591명으로 57.1%이었으며, 집단별로 보면 양·한방의료 동시

이용집단의 여자 비율이 65.8%로 가장 높았고, 한방의료만 이용한 집단 59.1%, 양

방의료만 이용한 집단 56.8% 순이었다. 연령군별로 보면, 양방의료만 이용한 집단은

0∼19세 연령층이 39.7%, 한방의료만 이용한 집단은 40∼59세 연령층이 36.9%,

양·한방 동시 이용한 집단은 60세 이상 연령층이 30.8%로 가장 많아 통계적으로

유의한 차이를 보였다. 유배우자가 46.9%이었으며, 한방의료만 이용한 집단의 유배

우 비율이 63.7%로 가장 높았다. 교육수준의 경우는 한방의료만 이용한 집단의 교

육수준 가장 높았으며, 지역의 경우는 도시지역 거주자가 전체의 65.3%였다(표 11).

- 52 -

표 10. 의료이용자와 비이용자간 개인속성요인의 차이

변수 범주 비의료이용자 의료이용자 전체 검증 통계치

성 여자 13,251 (49.2) 6,771 (55.9) 20,022 (51.3) 2=154.080***

남자 13,706 (50.8) 5,332 (44.1) 19,038 (48.7)연령(세) (평균) 33.15±19.53 34.74±23.13 33.64±20.73 t=- 6.601***

0∼19 7,907 (29.3) 3,952 (32.6) 11,859 (30.3)

2=727.274***20∼39 9,582 (35.5) 2,820 (23.3) 12,402 (31.8)40∼59 6,423 (23.8) 3,143 (26.0) 9,566 (24.5)60+ 3,045 (11.4) 2,188 (18.1) 5,233 (13.4)

배우자유무 유 13,381 (49.6) 6,006 (49.6) 19,387 (49.6) 2=.001무 13,576 (50.4) 6,097 (50.4) 19,673 (50.4)

교육수준 상 5,160 (19.1) 1,444 (11.9) 6,604 (16.9)2=1070.573***중 12,890 (47.8) 4,597 (38.0) 17,487 (44.8)

하 8,907 (33.1) 6,062 (50.1) 14,969 (38.3)거주지역 농촌 8,780 (32.6) 4,188 (34.6) 12,968 (33.2) 2=15.560***

도시 18,177 (67.4) 7,915 (65.4) 26,092 (66.8)

합 계 26,957 (100.0) 12,103 (100.0) 39,060 (100.0)

***p< .001

표 11. 양·한방의료이용 집단간 개인속성요인의 차이

변수 범주양방의료만

이용한 집단

한방의료만

이용한 집단

양·한방의료

모두이용한집단합계 검증 통계치

성 여자 3,277 (56.8) 218 (59.1) 96 (65.8) 3,591 (57.1) 2=5.256남자 2,492 (43.2) 151 (40.9) 50 (34.2) 2,693 (42.9)

연령(세) (평균) 32.35±25.14 45.10±19.44 41.90±23.84 33.32±25.03 F=54.648***

1- 19 2,292 (39.7) 45 (12.2) 29 (19.9) 2,366 (37.7)

2=138.226***20-39 1,003 (17.4) 92 (24.9) 35 (24.0) 1,130 (18.0)40-59 1,391 (24.1) 136 (36.9) 37 (25.3) 1,564 (24.9)60+ 1,083 (18.8) 96 (26.0) 45 (30.8) 1,224 (19.5)

배우자유무 유 3,137 (54.4) 134 (36.3) 64 (43.8) 3,335 (53.1) 2=50.552***

무 2,632 (45.6) 235 (63.7) 82 (56.2) 2,949 (46.9)교육수준 상 557 ( 9.7) 43 (11.7) 14 ( 9.6) 614 ( 9.8)

2=44.111***중 168 (30.4) 168 (45.5) 49 (33.6) 1,973 (31.4)하 3,456 (59.9) 158 (42.8) 83 (56.8) 3,697 (58.8)

거주지역 농촌 1,984 (34.4) 142 (38.5) 55 (37.7) 2,181 (34.7) 2=3.142도시 3,785 (65.6) 227 (61.5) 91 (62.3) 4,103 (65.3)

합 계 5,769 (100.0) 369 (100.0) 146(100.0) 6,284 (100.)

***p< .001

- 53 -

2 . 의료가능 요인

전체 대상자의 67.7%가 이환자이며, 의료이용자는 98.2%가, 의료비이용자는

54.0%가 이환자였다. 가구당 평균소득은 약 137만원이었고, 의료비이용자의 가구

당 평균소득이 다소 높았다. 전체 대상자의 33.1%가 상용치료원을 가지고 있었으

며, 의료비이용자보다 의료이용자가 더 많았다. 그리고 10만명당 의사수는 107.6명

이며, 인구 10만명당 한의사수는 16.4명, 그리고 인구 10명당당 총의사수는 151.4명

이었다 (표 12).

표 12. 의료이용자와 비이용자간 의료가능요인의 차이

구 분 의료비이용자 의료이용자 전체대상자 검증 통계치

이환유무 무 12,390 (46.0) 222 ( 1.8) 12,612 (32.3)2=7439.5***

유 14,567 (54.0) 11,881 (98.2) 26,448 (67.7)

소득수준(만원) (평균) 139.08±3102.07 133.64±100.46 137.40±101.60 t=4.901***

상 7,219 (26.8) 3,039 (25.1) 10,258 (26.3)2=27.93***중 11,069 (41.1) 4,856 (40.1) 15,925 (40.7)

하 8,669 (32.1) 4,208 (34.8) 12,877 (33.0)

상용치료원의 종류 무 18,734 (69.5) 7,393 (61.1) 26,127 (66.8)

2=284.43***

양방 5,523 (20.5) 3,190 (26.3) 8,713 (22.3)

한방 407 ( 1.5) 204 ( 1.7) 611 ( 1.6)

약국 2,850 ( 6.9) 993 ( 8.2) 2,843 ( 7.3)

기타 443 ( 1.6) 323 ( 2.7) 766 ( 2.0)

인구10만명당 의사수(명) 107.99±36.08 106.80±36.06 107.62±36.08 t=2.806**

인구10만명당한의사수(명) 16.45±5.01 16.31±4.95 16.41±4.99 t=2.638**

인구10만명당총의사수(명) 151.87±47.01 150.37±46.96 151.41±46.99 t=2.906**

합 계 369 (100.0) 5,769 (100.0) 146 (100.0)

***p< .001

- 54 -

양방 또는 한방의료 이용자의 가구당 평균소득은 약 137만원이었고, 집단간 차

이를 보이지는 않았다. 그리고 전체 대상자의 43.4%가 상용치료원을 가지고 있었

으며, 양방의료만 이용한 집단의 경우, 35.4%가 양방의료기관을 상용치료원으로

가지고 있었으며, 한방의료만 이용한 집단의 경우, 23.0%가 양방의료기관을, 그리

고 11.1%가 한방의료기관을 상용치료원으로 가지고 있었다. 인구 10만명당 의사

수는 전체 106.7명, 인구 10만명당 한의사수는 16.3명, 인구 10만명당 총의사수는

150.2명이었다. 그리고 방문당 평균 한방의료비용은 34,372원으로 방문당 평균 양

방의료비용 11,444원보다 월등히 높았으며, 한방의료기관까지 걸린 시간은 30.74분

으로 양방의료기관까지 걸린 시간 19.16분보다 길었다 (표 13).

표 13. 양·한방의료이용 집단간 의료가능요인의 차이

구 분양방의료만

이용한 집단

한방의료만

이용한 집단

양·한방의료

모두이용한집단합계 검증 통계치

가구소득(만원) (평균) 138.28±105.18 129.79±96.14 124.72±113.81 137.47±104.89 F=2.244

상 1,528 (26.5) 90 (24.4) 32 (21.9) 1,650 (26.3)2 =11.078*중 2,354 (40.8) 134 (36.3) 54 (37.0) 2,542 (40.5)

하 1,887 (32.7) 145 (39.3) 60 (41.1) 2,092 (33.2)

상용치료원의 종류 무 3,267 (56.6) 212 (57.5) 80 (54.8) 3,559 (56.6)

2 =216.405***

양방 2,041 (35.4) 85 (23.0) 50 (34.2) 2,176 (34.6)

한방 66 ( 1.1) 41 (11.1) 8 ( 5.5) 115 ( 1.8)

약국 317 ( 5.5) 25 ( 6.8) 7 ( 4.8) 349 ( 5.6)

기타 78 ( 1.4) 6 ( 1.6) 1 ( .7) 85 ( 1.4)

인구10만명당의사수(명) 106.87±35.09 136.23±35.40 100.09±32.54 106.68±35.99 F=2.507

인구10만명당한의사수(명) 16.29±4.95 16.59±4.94 16.05±4.66 16.30±4.94 F=.855

인구10만명당총의사수(명) 150.45±46.97 149.69±46.17 142.06±42.31 150.21±46.83 F=2.262

방문당평균양방의료비용(백원) 114.57±362.67 - 109.52±229.53 11.44±359.99 t=0.166

방문당평균한방의료비용(백원) - 368.39±718.90 285.06±580.91 343.72±681.99 t=.1.368

양방의료기관까지걸린시간(분) 20.55±26.83 - 12.67±17.86 19.16±26.31 t=3.528***

한방의료기관까지걸린시간(분) - 32.62±48.01 25.94±41.14 30.74±46.19 t=1.480

합 계 5,769 (100.0) 369 (100.0) 146 (100.0) 146 (100.0)

*p< .05, ***p< .001

- 55 -

3 . 의료필요 요인

2주간 양·한방이용 집단중 급성질환 이환자는 3,698명으로 전체의 58.8%이었

고, 만성질환 이환자는 2,817명으로 44.8%이었다. 집단별로는 양방의료만 이용한

집단이 가장 높은 비율을 보였고, 다음으로는 양·한방의료 모두 이용한 집단이

었다 . 만성질환 이환자는 전체의 44.8%로 2,817명이었고, 한방의료만 이용한 집

단의 비율이 73.2%로 가장 높았고 그 다음이 양·한방의료 모두 이용한 집단으로

69.2%이었다. 이환일수는 양·한방 동시 이용집단이 13.05일로 가장 길었으며, 한

방의료만 이용한 집단이 11.55일, 양방의료만 이용한 집단이 10.31일로 집단간 통

계적으로 유의한 차이를 보였다. 활동제한일수와 이환갯수 역시 양·한방의료 동

시 이용집단이 각각 1.90일과 3.18개로 한방의료만 이용한 집단의 1.27일과 2.62개,

양방의료만 이용한 집단의 0.88일과 2.29개보다 각각 길어 유의한 차이를 보였다

(표 14).

표 14. 양·한방의료이용 집단간 의료필요요인의 차이

구 분양방의료만

이용한집단

한방의료만

이용한집단

양·한방의료

모두이용한집단합계 검증통계치

급성질환 여부 무 2,269 (39.3) 257 (69.6) 60 (41.1) 2,586 (41.2)2=131.627***

유 3,500 (60.7) 112 (30.4) 86 (58.9) 3,698 (58.8)

만성질환 여부 무 3,323 (57.6) 99 (26.8) 45 (30.8) 3,467 (55.2) 2=168.614***

유 2,446 (42.4) 270 (73.2) 101 (69.2) 2,817 (44.8)

2주간 이환일수(일) 10.31±4.58 11.55±4.15 13.05±2.53 10.45±4.54 F=37.344***

2주간 활동제한일수(일) 0.88±2.69 1.27±3.34 1.90±3.88 0.93±2.77 F=12.655***

2주간 이환갯수(개) 2.29±1.55 2.62±1.68 3.18±1.73 2.33±1.57 F=29.280***

합 계 5,769 (100.0) 369 (100.0) 146 (100.0) 6,284 (100.0)

***p< .001

- 56 -

4 . 의료이용 질병

첫 번째 외래의료이용자의 질병을 분류해 보면, 양방병의원을 선택한 집단의

경우, 호흡기계 질환이 50.3%로 가장 많았는데, 이는 대부분이 감기질환자였다. 그

외 사고 등 (9.9% ), 근골격계질환 (9.7% ), 소화기계질환 (8.2% )의 순으로 이용하였다.

그리고 한방병의원을 선택한 집단의 경우, 근골격계질환자가 45.8%를 차지하였으

며, 순환기계질환 11.9% , 호흡기계질환 11.4%였다. 약국 선택 집단은 68.3%가 호

흡기계질환이었으며, 치과병의원 선택집단의 95.7%가 소화기계 질환이었다. 보건

소 등을 선택한 집단의 질병분포를 보면, 호흡기계질환 35.1% , 근골격계질환

22.1% , 순환기계질환 21.0% 등의 순서로 나타났다 (표 15).

표 15. 첫 번째 외래의료이용자의 의료이용 질병†

질병범주 양방병의원 한방병의원 약국 보건소등 치과병의원 전체

내분비계 196 ( 3.7) 1 ( .3) 22 ( .4) 30 ( 4.8) - 249 ( 2.1)

신경 및 감각기계 121 ( 2.3) 5 ( 1.4) 55 ( 1.1) 7 ( 1.1) - 188 ( 1.6)

순환기계 353 ( 6.7) 44 (11.9) 94 ( 1.9) 132 (21.0) - 623 ( 5.3)

호흡기계 2,627 (50.3) 42 (11.4) 3,345 (68.2) 221 (35.1) - 6,235 (53.6)

비뇨생식기계 144 ( 2.7) 2 ( .5) 73 ( 1.5) 6 ( 1.0) - 225 ( 1.9)

피부계 165 ( 3.2) 6 ( 1.6) 157 ( 3.2) 3 ( .5) - 331 ( 2.8)

근골격계 507 ( 9.7) 170 (45.8) 353 ( 7.3) 139 (22.1) - 1,169 (10.1)

사고 등 520 ( 9.9) 62 (16.8) 468 ( 9.5) 18 ( 2.9) 22 ( 4.3) 1,090 ( 9.4)

기타 172 ( 3.3) 11 ( 3.0) 21 ( .4) 10 ( 1.6) - 214 ( 1.8)

소화기계 432 ( 8.2) 27 ( 7.3) 314 ( 6.4) 62 ( 9.9) 489 (95.7) 1,324 (11.4)

합 계 5,237 (100.0) 370 (100.0) 4,902 (100.0) 628 (100.0) 511 (100.0) 11,648 (100.0)

† 급성 및 만성질환 모두 포함.

***p< .001

- 57 -

양·한방의료이용 집단간 의료이용 질병의 차이를 살펴보면, 근골격계 질환의

경우 한방의료만 이용한 집단의 42.0%가 이환자였고, 양·한방의료 모두 이용한

집단의 35.6% , 그리고 양방의료만 이용한 집단의 10.2%가 이환자였다. 소화기계질

환의 경우는 양·한방의료 모두 이용한 집단이 15.1%로 가장 많았고, 한방의료만

이용한 집단이 10.3% , 양방의료만 이용한 집단이 10.2%를 차지하였다. 호흡기계질

환의 경우 양방의료만 이용한 집단의 53.7%가 이환되었으며, 양·한방의료 모두

이용한 집단의 41.8% , 한방의료만 이용한 집단의 18.4%가 이환경험이 있었다. 순

환기계질환의 경우는 양·한방 모두 이용한 집단의 16.4%였고, 한방의료만 이용한

집단이 13.8% , 양방의료만 이용한 집단이 7.3%였다. 그리고 사고 및 후유증 등에

이환된 경우는 양·한방의료 모두 이용한 집단의 26.7% , 한방의료만 이용한 집단

의 17.3% , 양방의료만 이용한 집단의 11.6%였다(표 16).

표 16. 양·한방의료이용 집단간 의료이용 질병† 의 차이

질병종류양방의료만

이용한집단

한방의료만

이용한집단

양·한방의료

모두이용한집단합계 검증통계치

근골격계질환이환여부 무 5,180 (89.8) 214 (58.0) 94 (64.4) 5,488 (87.3)2=288.105***

유 589 (10.2) 155 (42.0) 52 (35.6) 796 (12.7)

소화기계질환이환여부 무 5,182 (89.8) 331 (89.7) 124 (84.9) 5,182 (89.8)2=3.692

유 587 (10.2) 38 (10.3) 22 (15.1) 587 (10.2)

호흡기계질환이환여부 무 2,670 (46.3) 301 (81.6) 85 (58.2) 3,056 (48.6)2=178.397***

유 3,099 (53.7) 68 (18.4) 61 (41.8) 3,228 (51.4)

순환기계질환이환여부 무 5,345 (92.7) 318 (86.2) 122 (83.6) 5,785 (92.1)2=34.634***

유 424 ( 7.3) 51 (13.8) 24 (16.4) 499 ( 7.9)

사고및후유증이환여부 무 5,102 (88.4) 305 (82.7) 107 (73.3) 5,514 (87.7)2=39.849***

유 667 (11.6) 64 (17.3) 39 (26.7) 770 (12.3)

합 계 5,769 (100.0) 369 (100.0) 146 (100.0) 6,284 (100.0)

† 급성 및 만성질환 모두 포함.

***p< .001

- 58 -

제2절 양·한방 의료이용여부에 영향을 미치는 요인의 차이

1 . 전반적인 의료 이용여부에 영향 을 미치는 요인

지난 2주간 양·한방의료기관이용과 약국 및 보건소 등의 이용을 포함한 전반

적인 의료이용여부에 영향을 미치는 요인을 살펴보기 위하여 의료이용 집단과 이

용하지 않은 집단을 종속변수로 하여 로지스틱 회귀분석을 실시하였다(표 17의 모

형1). 그 결과, 성별에 따른 의료이용 확률은 남자가 여자에 비해 0.938배 낮았으

며, 연령에 따른 의료이용 확률은 기준연령구간(1∼19세)에 비해 20∼39세의 연령

구간일 때 0.447배, 40∼59세 연령구간일 때 0.346배, 60세 이상일 때 0.263배 낮았

다. 배우자유무에 따라서는 배우자가 있을수록 의료이용 확률이 1.102배 높았으

며, 교육수준에 따른 의료이용확률은 교육수준이 낮을 때 비하여 높을 때 0.742배,

중간일 때 0.712배 낮았다. 거주지역에 따라서는 도시에 살수록 의료를 이용할 가

능성이 1.319배 높았고, 소득수준에 따라서는 소득수준이 낮은 집단에 비해 높은

집단이 1.305배, 중간 집단이 1.2521배 의료이용 가능성이 높았다. 상용치료원의 종

류에 따라서는 양방병의원을 상용치료원으로 가지고 있을수록 의료이용 가능성이

1.259배, 약국일 때 1.305배, 보건소 등일 때 1.369배 높았다. 그 외 2주간 이환일

수, 이환갯수, 활동제한일수 1일 증가당 의료이용 확률이 각각 1.127배, 1.637배,

1.015배 증가하는 것으로 나타났다.

2 . 양방의료 이용 여부에 영향을 미치 는 요인

지난 2주간 양방병의원을 이용한 경우로 정의된 양방의료이용여부에 영향을

미치는 요인을 살펴보기 위하여 양방의료이용 집단과 전혀 의료를 이용하지 않은

집단을 종속변수로 하여 로지스틱 회귀분석을 실시하였다 (표 17의 모형2). 그 결

과, 성별에 따른 양방의료이용 확률은 남자가 여자에 비해 0.873배 낮았으며, 연령

에 따른 양방의료이용 확률은 기준연령구간 (1∼19세)에 비해 20∼39세의 연령구간

- 59 -

일 때 0.273배, 40∼59세 연령구간일 때 0.221배, 60세 이상일 때 0.175배 낮았다.

배우자유무에 따른 양방의료이용 확률을 보면, 배우자가 있을수록 양방의료이용

확률이 1.288배 높았으며, 교육수준에 따른 양방의료이용 확률은 교육수준이 낮을

때 비하여 높을 때 0.549배, 중간일 때 0.498배 낮았다. 거주지역에 따라서는 도시

에 살수록 양방의료를 이용할 가능성이 1.327배 높았고, 소득수준에 따라서는 소득

수준이 낮은 집단에 비해 높은 집단이 1.494배, 중간 집단이 1.397배 의료이용 가

능성이 높았다. 상용치료원의 종류에 따라서는 양방병의원을 상용치료원으로 가지

고 있을수록 양방의료이용 가능성이 1.841배 높았고, 보건소 등을 상용치료원으로

가지고 있을 경우 양방의료이용 가능성은 0.705배 낮았다. 그 외 2주간 이환일수,

이환갯수, 활동제한일수 1일 증가당 의료이용 확률이 각각 1.172배, 1.418배, 1.040

배 증가하는 것으로 나타났다.

3 . 한방의료 이용 여부에 영향을 미치 는 요인

지난 2주간 한방병의원을 이용한 경우로 정의된 한방의료이용여부에 영향을

미치는 요인을 살펴보기 위하여 한방의료이용 집단과 전혀 의료를 이용하지 않은

집단을 종속변수로 하여 로지스틱 회귀분석을 실시하였다 (표 17의 모형3). 그 결

과, 소득수준이 낮은 집단에 비해 높은 집단이 한방의료를 이용할 가능성이 1.310

배 높았다. 상용치료원의 종류에 따라서는 양방병의원을 상용치료원으로 가지고

있는 경우 한방의료이용 가능성은 1.386배 높았지만, 한방병의원을 상용치료원으로

가지고 있는 경우 한방의료이용 가능성은 무려 6.737배나 높았다. 그리고 2주간

이환일수, 이환갯수, 활동제한일수 1일 증가당 의료이용 확률이 각각 1.183배,

1.322배, 1.055배 증가하는 것으로 나타났다.

- 60 -

표 17. 의료이용여부, 양방의료이용여부, 한방의료이용여부에 영향을 미치는 요인에

관한 로지스틱 회귀분석

독립변수

OR(CI)

모형1의료이용 vs 비이용

모형2양방이용 vs 비이용

모형3한방이용 vs 비이용

성(여 0) 0.938 (0.891- 0.987) 0.873 (0.816- 0.935) 0.846 (0.695- 1.029)

연령(1- 19세)

20- 39세 0.447 (0.407- 0.491) 0.273 (0.239- 0.313) 0.912 (0.631- 1.318)

40- 59세 0.346 (0.313- 0.383) 0.221 (0.193- 0.254) 0.907 (0.627- 1.311)

60세 이상 0.263 (0.313- 0.383) 0.175 (0.153- 0.200) 0.819 (0.569- 1.179)

배우자 유무(무 0) 1.102 (0.237- 0.292) 1.288 (1.163- 1.427) 0.927 (0.731- 1.175)

교육수준(하)

상 0.742 (0.674- 0.815) 0.549 (0.481- 0.626) 0.752 (0.522- 1.083)

중 0.712 (0.669- 0.759) 0.498 (0.458- 0.541) 0.961 (0.760- 1.216)

지역(농촌 0) 1.319 (1.239- 1.404) 1.327 (1.223- 1.440) 1.096 (0.874- 1.375)

소득수준(하)

상 1.305 (1.215- 1.401) 1.494 (1.360- 1.641) 1.310 (1.011- 1.696)

중 1.252 (1.176- 1.333) 1.397 (1.286- 1.518) 1.222 (0.978- 1.527)

상용치료원(무)

양방병의원 1.259 (1.186- 1.337) 1.841 (1.711- 1.982) 1.386 (1.118- 1.718)

한방병의원 1.037 (0.849- 1.266) 0.760 (0.567- 1.018) 6.737 (4.731- 9.594)

약국 1.305 (1.188- 1.434) 0.900 (0.782- 1.036) 1.143 (0.783- 1.670)

보건소 등 1.369 (1.153- 1.626) 0.705 (0.537- 0.927) 0.630 (0.290- 1.370)

인구10만명당 (한)의사수† 1.000 (0.999- 1.000) 1.000 (0.999- 1.001) 1.010 (0.989- 1.031)

2주간 이환일수 1.127 (1.121- 1.133) 1.172 (1.164- 1.180) 1.183 (1.160- 1.207)

2주간 이환갯수 1.637 (1.600- 1.675) 1.418 (1.381- 1.457) 1.322 (1.254- 1.393)

2주간 활동제한일수 1.015 (1.003- 1.027) 1.040 (1.026- 1.054) 1.055 (1.029- 1.081)

2-Log Likelihood 37661.483 22818.209 1022.264

Chi- Square 10183.292 7814.714 4050.563

Sig .000 .000 .000

Overall Percent Correct (%) 74.0 83.5 98.1

† 모형1에서는 인구10만명당 총의사수, 모형2에서는 인구10만명당 의사수, 모형3에서는 인

구10만명당 한의사수가 각각 투입되었음.

- 61 -

제3절 양·한방의료 선택 요인

1 . 첫 번째 외래이용 자의 의료기관 선택 요 인

첫 번째 외래 이용자를 대상으로 의료기관 선택요인을 살펴보기 위해 양방병

의원을 선택한 집단을 준거집단으로 하여 다항로짓회귀분석을 실시한 결과는 다

음 [표 18]과 같다. 준거집단에 비해 한방병의원을 선택할 확률은 연령 1∼19세에

비해 20∼39세 일 때 2.025배 증가하였으며, 교육수준은 높을수록 1.602배 증가하

였다. 그리고 상용치료원을 양방병의원으로 가지고 있는 경우는 한방병의원을 선

택할 확률이 0.628배로 감소하였으나 한방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는

경우는 한방병의원을 선택할 확률이 무려 9.264배나 증가하였다. 의료서비스의 가

격과 의료기관까지 걸린시간, 인구10만명당 의사 및 한의사수도 각각 정의 영향을

미쳤고, 만성질환에 이환될수록 한방병의원을 선택할 확률이 2.390배 높았다. 그리

고 질병의 종류에 따라서는 소화기계 질환에 비해 내분비계질환, 순환기계질환, 근

골격계질환, 사고 및 중독에 이환될수록 한방병의원을 선택할 확률이 각각 0.102

배, 2.220배, 5.949배, 4.136배로 나타났다.

준거집단에 비해 약국을 선택할 확률은 연령 1∼19세에 비해 20∼39세 일 때

2.896배 증가하였으며, 40∼59세 일 때 2.723배, 60세 이상일 때 2.452배 증가하였

다. 그리고 배우자가 있을수록 약국이용 확률이 0.851배 감소하였으며, 교육수준에

따라서는 교육수준이 낮은 집단에 비해 높은 집단일 경우 2.262배, 중간집단일 경

우 1.823배 증가하였다. 소득수준별로는 소득수준이 낮은 집단에 비해 높은 집단

이 약국을 이용할 확률이 0.774배 낮았고, 중간집단일 경우 0.688배 낮았다. 그리고

상용치료원을 양방병의원으로 가지고 있는 경우 약국을 선택할 확률이 0.477배 감

소하였으나 약국을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 약국을 선택할 확률이 2.077

배 증가하였다. 그리고 의료서비스의 가격과 의료기관까지 걸린 시간, 인구10만명

당 의사수, 이환일수, 이환갯수, 활동감소일수는 각각 부의 영향을 미쳤고, 만성질

환에 이환될수록 약국을 선택할 확률이 0.656배 낮았다. 그리고 질병의 종류에 따

- 62 -

라서는 소화기계질환에 비해 내분비계질환, 순환기계질환, 비뇨생식기계질환, 피부

질환, 사고 및 중독, 기타질환에 이환될수록 약국을 선택할 확률이 각각 0.272배,

0.536배, 0.506배, 1.605배, 0.617배, 0.248배로 나타났다.

준거집단에 비해 보건소 등과 같은 보건기관을 선택할 확률은 연령 1∼19세에

비해 40∼59세 일 때 3.515배, 60세 이상일 때 무려 7.073배 증가하였다. 그리고 배

우자가 있을수록 보건기관 선택 확률이 1.462배 증가하였으며, 도시지역에 거주할

수록 보건기관 선택 확률이 0.128배 감소하였다. 소득수준에 따라서는 소득수준이

낮은 집단에 비해 중간집단일 경우 보건기관 선택 확률이 0.615배 감소하였다. 그

리고 상용치료원을 양방병의원으로 가지고 있는 경우 보건기관을 선택할 확률이

0.323배 감소하였고, 약국을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 보건기관을 선택할

확률이 0.257배 감소하였다. 그러나 보건소 등을 상용치료원으로 가지고 있는 경

우 보건기관을 선택할 확률은 무려 8.992배나 되었다. 그리고 의료서비스의 가격

과 의료기관까지 걸린 시간은 각각 부의 영향을 미쳤고, 질병의 종류가 소화기계

질환에 비해 내분비계질환, 신경 및 감각기계질환, 순환기계질환, 피부질환, 사고

및 중독에 이환될수록 보건기관을 선택할 확률이 각각 2.059배, 0.172배, 3.486배,

0.132배, 0.359배로 나타났다.

이러한 여러 요인들중에 양방병의원, 한방병의원, 약국, 보건기관을 선택하는데

영향을 미치는 요인을 알아보기 위해 W ald 검정을 실시한 결과, 성과 인구 10만

명당 한의사수를 제외한 모든 요인이 영향 요인이었다.

2 . 양·한방의 료 선택요인

2주간 이환자의 양·한방의료 선택요인을 살펴보기 위해 양방의료만 이용한

집단을 준거집단(r eference group or control group )으로 하여 다항로짓회귀분석을

실시한 결과는 다음 [표 19]와 같다. 준거집단과 비교할 때 한방의료만 이용할 확

률은 연령이 1∼19세에 비해 20∼49세의 경우 2.840배 증가하였고, 40∼59세의 경

우 1.775배 증가하였다. 그리고 교육수준이 낮은 집단보다는 높은 집단일수록

- 63 -

1.537배 증가하였다. 또한 상용치료원의 종류에 따라서는 상용치료원이 없는 경우

보다 양방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 한방의료만을 이용할 확률

이 0.630배 감소하였고, 한방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 한방의료

만을 이용할 확률이 무려 9.564배 증가하였다. 인구 10만명당 한의사수 1단위 증

가당 한방의료만을 이용할 확률을 1.052배 증가시켰으며, 질병의 종류에 따라서는

근골격계질환에 이환될수록 5.058배, 순환기계질환에 이환될수록 1.849배, 사고 및

후유증에 이환될수록 2.840배 증가하였다.

그리고 준거집단과 비교할 때 양·한방의료 모두 이용할 확률은 상용치료원이

없는 경우보다 한방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 4.190배 증가하였

고, 인구 10만명당 의사수와 한의사수 각각 1단위 증가당 양·한방의료 모두 이용

할 확률을 각각 0.982배와 1.107배였다. 급성과 만성질환에 각각 이환될수록 양·

한방의료 모두 이용할 확률은 각각 2.029배와 1.965배 증가하였으며, 이환일수 1일

증가당 양·한방의료 모두 이용할 확률은 1.156배 증가하였다. 그리고 이환된 질

병의 종류에 따라서는 근골격계질환에 이환될수록 4.554배, 순환기계질환에 이환될

수록 2.504배, 사고 및 후유증에 이환될수록 3.431배 증가하였다.

W ald 검정결과 세 집단을 구분해 주는 선택요인은 연령, 교육수준, 상용치료원

의 종류, 인구 10만명당 의사수 및 한의사수, 급성질환 이환여부, 만성질환 이환여

부, 이환일수, 근골격계질환 이환유무, 순환기계질환 이환유무, 사고 및 후유증 이

환 유무로 밝혀졌다 (표 19).

- 64 -

표 18. 의료기관 선택에 영향을 미치는 요인에 관한 다항 로짓 회귀분석†

독립변수OR(CI)

PW a ld한방 vs 양방 약국 vs 양방 보건기관 vs 양방

성(여 0) 1.100 (0.853- 1.418) 1.099 (0.998- 1.210) 1.239 (0.964- 1.593) .133연령(1- 19세)

20-39세 2.025 (1.215-3.375) 2.896 (2.389- 3.511) 1.423 (0.764- 2.651).00040-59세 1.331 (0.795- 2.229) 2.723 (2.239- 3.312) 3.515( 2.104-5.873)

60세 이상 1.377 (0.826- 2.297) 2.452 (2.004- 3.000) 7.073 (4.346- 11.51)배우자 유무(무 0) 0.755 (0.562- 1.013) 0.851 (0.731- 0.984) 1.462 (1.079- 1.980) .001교육수준(하)

상 1.602 (1.179- 2.176) 2.262 (2.008- 2.548) 1.304 (0.967- 1.758).000

중 1.255 (0.771- 2.043) 1.823 (1.509- 2.202) 0.757 (0.371- 1.547)지역(농촌 0) 0.908 (0.735- 1.306) 0.972 (0.863- 1.095) 0.128 (0.091-0.179) .000소득수준(하)

상 1.136 (0.852- 1.514) 0.774 (0.688- 0.870) 0.970 (0.731- 1.288).000

중 1.099 (0.784- 1.543) 0.688 (0.602- 0.786) 0.615 (0.403-0.937)상용치료원(무)

양방병의원 0.628 (0.475-0.830) 0.477 (0.428- 0.533) 0.323 (0.239-0.437)

.000한방병의원 9.264 (5.666- 15.148) 1.041 (0.708- 1.530) 1.162 (0.418-3.228)약국 1.169 (0.730- 1.871) 2.077 (1.749- 2.465) 0.257 (0.108-0.614)보건소 등 1.130 (0.469- 2.725) 1.400 (0.941- 2.082) 8.992 (5.820- 13.89)

의료서비스 가격 1.003 (1.000- 1.006) 0.967 (0.963- 0.971) 0.975 (0.967-0.982) .000이동시간 1.000 (1.000- 1.001) 0.996 (0.995- 0.996) 0.954 (0.949-0.959) .000인구10만명당 의사수 0.992 (0.985-0.999) 0.942 (0.931-0.953) 1.000 (0.993- 1.008) .000인구10만명당 한의사수 1.062 (1.008- 1.118) 1.001 (0.999- 1.004) 1.036 (0.987- 1.088) .054이환종류(급성질환 0) 2.390 (1.364-4.188) 0.656 (0.522- 0.824) 1.162 (0.662- 2.039) .0002주간 이환일수 0.985 (0.953- 1.018) 0.942 (0.931- 0.953) 1.015 (0.983- 1.049) .0002주간 활동제한일수 0.978 (0.942- 1.014) 0.957 (0.934- 0.981) 0.969 (0.930- 1.009) .0032주간 이환갯수 1.018 (0.943- 1.099) 1.135 (1.095- 1.177) 1.019 (0.948- 1.096) .000질병종류(소화기계질환)

내분비계질환 0.102 (0.014-0.768) 0.272 (0.165- 0.446) 2.059 (1.065-3.981)

.000

신경 및 감각기계질환 0.824 (0.305- 2.223) 0.710 (0.468- 1.076) 0.172 (0.061-0.482)순환기계질환 2.220 (1.302-3.785) 0.536 (0.394- 0.730) 3.486 (2.111-5.757)호흡기계질환 0.650 (0.330- 1.284) 1.101 (0.831- 1.458) 0.982 (0.513- 1.879)비뇨생식기계질환 0.258 (0.057- 1.177) 0.506 (0.339- 0.754) 0.587 (0.198- 1.744)피부계질환 0.489 (0.190- 1.256) 1.605 (1.175- 2.193) 0.132 (0.057-0.488)근골격계질환 5.949 (3.757-9.422) 1.190 (0.939- 1.510) 1.028 (0.652- 1.620)사고 및 중독 4.136 (2.084-8.207) 0.617 (0.451- 0.843) 0.359 (0.160-0.805)기타 1.291 (0.606- 2.754) 0.248 (0.142- 0.434) 0.664 (0.257- 1.714)

2-Log Likelihood 14995.333Chi-Square 6212.788

Sig .000Overall Percent Correct(%) 70.3

† 첫 번째 외래이용분석

- 65 -

표 19. 양·한방의료 선택에 영향을 미치는 요인에 관한 다항 로짓회귀분석†

독립변수

OR(CI)PWa ld

한방의료 vs 준거집단양·한방의료 모두

이용 vs 준거집단

성(여 0) 1.236 (0.968- 1.578) 0.911 (0.621- 1.339) .199연령(1- 19세)

20- 39세 2.840 (1.767- 4.565) 1.604 (0.744- 3.459).01040- 59세 1.775 (1.065- 2.960) 0.738 (0.353- 1.544)

60세 이상 1.444 (0.862- 2.417) 0.738 (0.363- 1.500)배우자 유무(무 0) 0.834 (0.621- 1.121) 0.880 (0.562- 1.377) .441교육수준(하)

상 1.537 (1.134- 2.084) 0.908 (0.560- 1.473).069

중 1.217 (0.753- 1.967) 0.952 (0.441- 2.059)

지역(농촌 0) 0.914 (0.689- 1.213) 1.188 (0.791- 1.784) .561가구소득(하)

상 0.964 (0.728- 1.277) 0.997 (0.655- 1.518).993

중 1.036 (0.749- 1.434) 0.968 (0.590- 1.590)상용치료원 종류(무)

양방병의원 0.630 (0.480- 0.827) 0.888 (0.609- 1.295)

.000한방병의원 9.564 (5.919- 15.45) 4.190 (1.784- 9.841)약국 1.184 (0.747- 1.875) 0.806 (0.361- 1.798)보건소 등 1.162 (0.480- 2.816) 0.411 (0.033- 3.171)

인구10만명당 의사수 0.995 (0.989- 1.002) 0.982 (0.971- 0.993) .002인구10만명당 한의사수 1.052 (1.001- 1.106) 1.107 (1.024- 1.197) .006급성질환 이환 여부(무 0) 0.585 (0.338- 1.011) 2.029 (1.021- 4.029) .014만성질환 이환 여부(무 0) 1.355 (0.847- 2.170) 1.965 (1.098- 3.516) .0422주간 이환일수 0.972 (0.942- 1.002) 1.156 (1.082- 1.236) .0002주간 활동제한일수 1.001 (0.966- 1.037) 1.037 (0.990- 1.085) .3282주간 이환갯수 0.996 (0.920- 1.078) 1.053 (0.944- 1.174) .648근골격계질환 이환유무(무 0) 5.058 (3.653- 7.004) 4.554 (2.792- 7.426) .000소화기계질환 이환유무(무 0) 0.965 (0.641- 1.453) 1.469 (0.845- 2.554) .397호흡기계질환 이환유무(무 0) 0.669 (0.422- 1.061) 1.155 (0.636- 2.096) .185순환기계질환 이환유무(무 0) 1.849 (1.258- 2.717) 2.504 (1.432- 4.377) .000사고 및 후유증 이환유무(무 0) 2.840 (1.767- 4.565) 3.431 (1.908- 6.172) .000

2-Log Likelihood 4098.157Chi- Square 682.407

Sig .000Overall Percent Correct(%) 91.9

† 분석대상자수: 양방의료만 이용한 집단(준거집단) n=5,553, 한방의료만 이용한 집단

n=355, 양·한방의료 모두 이용한 집단 n=145

- 66 -

제4절 양·한방 의료이용량에 영향을 미치는 요인의 차이

1 . 요인간 설명력 비 교

양·한방의료기관 방문회수에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 다중회귀분

석 결과를 보면, 양방의료기관 방문회수에 대한 개인속성요인의 한계 설명력은

2.6%였고, 의료가능요인 추가시 한계 설명력은 0.9%로 매우 미미하였으나, 의료필

요요인을 추가한 최종모형에서는 한계 설명력 12.7%나 되었다(표 20). 그러나 한

방의료기관 방문회수의 경우는 의료필요요인의 한계 설명력은 6.1%로 의료가능요

인 추가시 한계 설명력 6.1%와 같았고, 개인속성요인의 한계 설명력 4.4%로 매우

낮았다. 즉, 양방의료기관 방문회수에는 의료필요요인의 영향력이 매우 큰 반면,

한방의료기관 방문회수에는 의료필요요인과 의료가능요인의 설명력이 비슷하였다

(표 21).

그리고 최종모형에서 양·한방 의료이용회수에 영향을 미치는 각각의 변수를

살펴보면 다음과 같다. 연령이 낮을수록, 교육수준이 낮을수록, 도시지역일수록, 의

료서비스의 가격이 낮을수록, 의료기관까지 걸리는 시간이 적을수록, 급성질환에

이환될수록, 만성질환에 이환될수록, 이환일수와 활동제한일수가 길수록 양방의료

이용을 많이 하였고 (표 20), 도시지역일수록, 의료서비스의 가격이 낮을수록, 급성

질환에 이환되지 않을수록, 이환일수 및 활동제한일수가 길수록 한방의료이용을

많이 하는 것으로 밝혀졌다 (표 21).

2 . 개별 독립변수 의 상대적 기여도 비교

양·한방 의료이용회수에 영향을 미치는 독립변수들중 그 상대적 기여도를 좀

더 정확히 비교하기 위해 다중회귀분석의 편상관계수(part ial corr elat ion )를 살펴보

았다. 양방의료이용회수에 영향을 미치는 요인중 가장 큰 영향을 미치는 변수는

이환일수로 편상관계수가 무려 .313으로 강한 정의 영향력을 보였다. 그 외 급성

- 67 -

질환에 이환여부의 편상관계수가 .133로 정의 영향을 나타내었고, 연령의 경우 편

상관계수 - .126으로 부의 영향력을 나타내었다. 한방의료이용에 가장 큰 영향을

미치는 변수는 의료서비스가격으로 편상관계수가 - .301로 강한 부의 영향력을 나

타내었다. 그 외 급성질환이환여부의 편상관계수가 - .120으로 부의 영향력을, 그리

고 도시거주여부가 .117로 정의 영향력을 나타내었다 (그림 11).

표 20. 양방의료이용량에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 다중 회귀분석†

독립변수1단계모형 2단계모형 3단계모형

b(s.e.) beta b(s.e.) beta b(s.e.) beta

개인속성요인

성(여0) - .001(.006) - .001 - .001(.006) - .004 -.002(.006) - .005연령 - .001(.000)*** - .083 - .001(.000)*** - .093 -.002(.000)*** - .191배우자유무(무0) .008(.008) .019 .013(.008) .029 .008(.008) .019교육수준 - .012(.002)*** - .118 - .010(.002)*** - .107 -.007(.002)*** - .075지역(농촌0) .016(.006)* .035 .020(.007)** .044 .018(.007)** .040

이용가능요인

가구소득(log) - .015(.010)* - .023 -.006(.009) - .010서비스가격(log) - .037(.005)*** - .097 -.040(.005)*** - .103이동시간(log) - .008(.009) - .013 -.034(.009)*** - .055상용치료원유무(무0) - .001(.006) - .001 -.007(.005) - .016인구10만명당의사수 - .000(.000) - .008 -.000(.000) - .015

의료필요요인

급성여부(무0) .098(.010)*** .219만성여부(무0) .061(.010)*** .1392주간이환일수(log) .321(.013)*** .3542주간활동제한일수(log) .072(.010)*** .0942주간이환갯수(log) - .028(.019) - .023

상수 .532(.008)*** .633(.026)*** .274(.029)***

R2 .027 .037 .164

Adjusted-R2 .026 .035 .162

Adjusted-R2 Change .009 .127

F 29.421*** 20.747*** 70.505***

*p< .05 **p< .01 ***p< .001 2- tailed

† 양방외래이용회수(log), n=5,465

- 68 -

표 2 1. 한방의료이용량에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 다중 회귀분석†

독립변수1단계 모형 2단계 모형 3단계 모형

b(s.e.) beta b(s.e.) beta b(s.e.) beta

개인속성요인

성(여 0) - .002(.023) - .005 .001(.022) .003 .005(.022) .010연령 .003(.001)*** .224 .002(.001)** .161 .001(.001) .060배우자 유무(무 0) - .013(.025) - .027 - .005(.024) - .010 - .006(.024) - .011교육수준 .007(.006) .059 .012(.007) .094 .011(.006) .087지역(농촌 0) .056(.022)* .117 .058(.025)* .120 .062(.024)* .128

이용가능요인

가구소득(log) - .012(.033) - .018 .014(.033) .022서비스가격(log) - .086(.014)*** - .268 - .095(.014)*** - .298이동시간(log) - .037(.027) - .061 .020(.027) .034상용치료원 유무(무 0) - .009(.021) - .019 - .022(.002) - .045인구10만명당 한의사수 - .002(.002) - .043 - .003(.002) - .066

의료필요요인

급성 여부(무 0) - .076(.029)* - .157만성 여부(무 0) .011(.033) .0212주간 이환일수(log) .214(.056)*** .1802주간 활동제한일수(log) .060(.029)* .0882주간 이환갯수(log) - .035(.062) - .028

상수 .329(.038)*** .516(.091)*** .377(.107)***

R2 .054 .124 .192

Adjusted-R2 .044 .105 .166

Adjusted-R2 Change .061 .061

F 5.360*** 6.572*** 7.285***

*p< .05 **p< .01 ***p< .001 2- tailed

† 한방의료이용회수(log), n=481

제5절 양·한방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인의 차이

1 . 요인간 설명력 비 교

양·한방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인의 차이를 알아보기 위해 앞의

- 69 -

연구모형에서 설명한 [모형 6]과 [모형 7]을 이용하여 위계적 다중회귀분석을 실시

한 결과, 개인속성요인의 한계 설명력은 1.7%였으며, 의료가능요인 추가시 한계

설명력은 0.6% , 의료필요요인 추가시 한계 설명력은 0.2%에 불과하였다. 그러나 이

용경험요인 추가시 한계 설명력은 41.4%로 나타났다(표 22). 한방의료이용 만족도에

대한 위계적 다중회귀분석의 결과 역시, 개인속성요인의 한계 설명력은 2.0%, 의료

가능요인 추가시 한계 설명력은 0.2% , 의료필요요인 추가시 한계 설명력은 0.5%에

불과하였으나, 이용경험요인 추가시 한계 설명력은 37.4%나 되었다(표 23).

그리고 최종모형에서 양·한방 의료이용 만족도에 영향을 미치는 각각의 변수

를 살펴보면 다음과 같다. 양방의료이용 만족도에 영향을 미치는 변수는 연령, 대

기시간, 비용인식도, 친절인식도였으며 (표 22), 한방의료이용 만족도에 영향을 미치

는 변수는 대기시간, 비용인식도, 친절인식도였다(표 23).

주 : 1) A 성 , B 연령 , C 배우자유무 , D 교육수준 , E , 지역 , F 소득 , G 의료서비스가격 , H 의료기

관까지 걸린 시간 , I 상용치료원의 유무 , J 인구10만명당 (한 )의사수 , K 급성질환 이환 유

무 , L 만성질환 이환 유무 , M 이환일수 , N 활동제한일수 , O 이환갯수

2 ) 표시된 값은 양방의료이용회수 (W M V )와 한방의료이용회수 (OM V )를 종속변수로 하는 다

중회귀분석의 편상관계수 (par t ial cor relat ion )임 .

그림 11. 양·한방의료이용량에 영향을 미치는 개별 변인의 상대적 기여도

- 70 -

표 22. 양방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 다중 회귀분석†

독립변수1단계모형 2단계모형 3단계모형 4단계모형

b(s.e.) beta b(s.e.) beta b(s.e.) beta b(s .e.) beta

개인속성요인

성(여0) .006(.021) .004 .006(.021) .004 .006(.021) .005 .010(.016) .007연령 .004(.001)*** .139 .005(.002)*** .161 .005(.001)*** .185 .003(.001)*** .110배우자유무(무0) - .007(.028) - .005 -.006(.028) - .004 -.005(.028) - .003 - .001(.022) - .001교육수준 - .017(.006)** - .052 -.016(.006)** - .048 -.017(.006)** - .052 - .009(.004) - .027지역(농촌0) - .044(.022) - .029 -.068(.025)** - .045 -.066(.025)** - .044 - .034(.019) - .022

이용가능요인

가구소득(log) .013(.035) .006 .006(.035) .003 .010(.027) .005서비스가격(log) - .091(.027)** - .051 -.084(.028)** - .047 .034(.023) .019이동시간(log) - .096(.033)** - .046 -.079(.034)* - .038 - .046(.026) - .022상용치료원유무(무0) .049(.020)* .034 .054(.020)** .037 .026(.016) .018인구10만명당의사수 .001(.000) .012 .000(.000) .012 .000(.000) .002

의료필요요인

급성여부(무0) - .043(.038) - .028 - .010(.029) - .007만성여부(무0) - .049(.038) - .034 - .029(.029) - .020이환일수(log) - .149(.049)** - .049 - .053(.040) - .018활동제한일수(log) - .067(.038) - .026 - .050(.029) - .019이환갯수(log) .002(.071) .001 - .059(.054) - .014

의료이용경험요인

평균대기시간 - .044(.018)* - .027비용인식도 - .071(.009)*** - .092친절인식도 .692(.012)*** .625양방총방문회수(log) - .053(.039) - .016

상수 3.680(.027)*** 3.874(.094)*** 4.033(.112)*** .884(.105)***

R2 .018 .025 .028 .441

Adjusted-R2 .017 .023 .025 .439

Adjusted-R2 Change .006 .002 .414

F 17.961*** 12.428*** 9.488*** 204.834***

*p< .05 **p< .01 ***p< .001 2- tailed

† n=5,465

- 71 -

표 23. 한방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인에 관한 위계적 다중 회귀분석†

독립변수1단계모형 2단계모형 3단계모형 4단계모형

b(s.e.) beta b(s.e.) beta b(s.e.) beta b(s .e.) beta

개인속성요인

성(여 0) .027(.069) .020 .027(.069) .020 .033(.069) .024 .057(.054) .042연령 .005(.002)** .156 .004(.002)* .120 .003(.002) .102 - .001(.002) - .008배우자유무(무0) .039(.076) .029 .049(.076) .036 .030(.077) .022 .063(.060) .046교육수준 - .002(.019) - .005 .007(.020) .020 .006(.020) .017 - .025(.016) - .072지역(농촌0) - .059(.067) - .040 -.074(.077) - .055 - .065(.078) - .048 - .094(.061) - .070

이용가능요인

가구소득(log) - .175(.104) - .094 - .186(.105) - .100 - .104(.083) - .056서비스가격(log) - .070(.053) - .065 - .073(.054) - .067 - .000(.048) - .000이동시간(log) - .031(.087) - .018 - .027(.088) - .016 - .012(.070) - .007상용치료원유무(무0) .055(.064) .041 .075(.065) .056 .041(.051) .031인구10만명당한의사수 .005(.008) .036 .004(.008) .029 .012(.006) .085

의료필요요인

급성여부(무 0) - .125(.096) - .092 - .042(.076) - .031만성여부(무 0) - .072(.009) - .048 - .043(.086) - .029이환일수(log) - .319(.177) - .096 - .120(.143) - .036활동제한일수(log) .097(.093) .051 .086(.074) .045이환갯수(log) .378(.197) .105 .172(.155) .048

의료이용경험요인

평균대기시간 - .002(.001)* - .083비용인식도 - .145(.027)*** - .220친절인식도 .606(.042)*** .559한방총방문회수(log) .004(.121) .001

상수 3.693(.112)*** 4.139(.284)*** 4.427(.344)*** 1.201(.340)***

R2 .031 .045 .061 .427

Adjusted-R2 .020 .022 .027 .401

Adjusted-R2 Change .002 .005 .374

F 2.762* 1.974* 1.806* 16.255***

*p< .05 **p< .01 ***p< .001 2- tailed

† n=481

- 72 -

2 . 개별 독립변수 의 상대적 기여도 비교

양·한방 의료이용 만족도에 영향을 미치는 독립변수들중 그 상대적 기여도를

좀 더 정확히 비교하기 위해 다중회귀분석의 편상관계수를 살펴보았다. 양방의료

이용 만족도에 영향을 미치는 요인중 가장 큰 영향을 미치는 변수는 친절인식도

로 편상관계수가 무려 .632로 강한 정의 영향력을 보였다. 그 다음으로는 비용인

식도(- .114), 연령 (.088), 대기시간 (- .016)의 순으로 영향력을 나타내었다. 한방의료

이용 만족도에 가장 큰 영향을 미치는 변수 역시 친절인식도로 편상관계수가 .576

으로 강한 부의 영향력을 나타내었으며, 그 외 비용인식도 (- .258)와 대기시간

(- .106)이 부의 영향력을 나타내었다 (그림 12).

주 : 1) A 성 , B 연령 , C 배우자유무 , D 교육수준 , E , 지역 , F 소득 , G 의료서비스가격 , H 의료기

관까지 걸린 시간 , I 상용치료원의 유무 , J 인구10만명당 (한 )의사수 , K 급성질환 이환 유

무 , L 만성질환 이환 유무 , M 이환일수 , N 활동제한일수 , O 이환갯수 , P 대기시간 , Q 비용

인식도 , R 친절인식도 , S 총방문회수

2 ) 표시된 값은 양방의료이용 만족도 (W SA T )와 한방의료이용 만족도 (O SA T )를 종속변수로

하는 다중회귀분석의 편상관계수 (p ar t ial cor relat ion )임 .

3 ) * 양방의료이용 만족도에서만 유의함 , ** 양방 및 한방의료이용 만족도에서 유의함 .

그림 12. 양·한방의료이용 만족도에 영향을 미치는 개별 변수의 상대적 기여도

- 73 -

제 6절 양·한방의료의 대체관계

여기서는 한방의료가 양방의료의 대체재로 이용되고 있는지 또는 보완재로 이

용되고 있는지를 구명하기 위해 한방의료이용회수를 종속변수로 하여 다중회귀분

석을 실시하였다. 그 결과, 한방의료서비스 가격은 부의 영향력을 나타내었고, 양

방의료서비스 가격은 정의 영향력을 나타내었다. 즉, 한방의료서비스 가격이 감소

할 때 한방의료이용량이 증가하였고, 상대 재화의 가격인 양방의료서비스의 가격

이 상승할 때 한방의료이용회수가 증가하였으므로 한방의료는 양방의료의 대체재

가 됨을 알 수 있다 (표 24).

표 24. 양·한방의료의 대체관계 구명에 관한 회귀분석

독립변수 b (s .e.) beta

성(여 0) .014(.035) .033연령 .001(.001) .134배우자 유무(무 0) .079(.037)* .202교육수준 - .057(.038) - .139지역(농촌 0) .035(.033) .087급성여부 .005(.038) .013만성여부 .039(.039) .094이환일수(log) .048(.141) .029활동제한일수(log) - .063(.042) - .117이환갯수(log) .072(.036) .119소득(log) .003(.048) .006한방 의료가격(log)) - .087(.025)** - .305양방 의료가격(log) .095(.031)** .242한방 이동시간(log) .058(.046) .114양방 이동시간(log) - .011(.049) - .020상용치료원 유무(무 0) .069(.031)* .179

상수 .161(.218)

R2 .352

Adjusted- R2 .262

F 4.266***

*p< .05 **p< .01 2- tailed

- 74 -

제 5장 고찰

제 1절 연구방법에 관한 고찰

1 . 연구자료

이 연구의 원자료는 한국보건사회연구원이 1983년이래 매 3년마다 전국 표본

가구를 대상으로 조사원에 의한 가구방문면접조사로 실시하고 있는 국민건강조사

자료중 1998년 자료이며, 대상자수는 비혈연가구를 제외한 39,060명이다. 그러나

이 연구에서는 연구목적에 부합하는 분석을 하고자 분석 대상을 달리하였다. 먼저,

의료이용을 양방 및 한방의료로 구분하여 분석하다보니 한방의료 특성상 이용률

이 전체 이환자의 4.3%로 매우 낮아 의료 이용자에 비해 의료 비이용자의 분포가

압도적으로 많았다. 따라서 전체 대상자를 대상으로 최소자승에 의한 다중회귀분

석을 실시하는 분석의 경우, 의료이용을 하지 않은 사람들이 압도적으로 많아 의

료이용량이 0값에 편중되어 의료이용량의 변량을 설명하는데 통계적으로 문제가

있기 때문에 (Broyles et al, 1999), 전체 대상자중 양방의료 이용자와 한방의료 이

용자를 구분하는 경우는 로지스틱 회귀분석을 실시함으로써 이러한 문제를 해결

하였고, 의료이용자만을 대상으로는 다항 로짓회귀분석을 통해 의료기관 종류를

선택하는 요인을 분석하였다.

그리고 다중회귀분석을 통해 의료이용량에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위

해서는 의료이용자만을 대상으로 하였다. 양방의료이용량에 영향을 미치는 요인을

파악하기 위해서는 2주간 양방의료를 이용한 경험이 있는 5,915명을 대상으로 하

였고, 한방의료이용량에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해서는 2주간 한방의료

이용 경험이 있는 517명을 대상으로 하였다. 또한 양·한방의료의 대체 및 보완관

계를 구명하기 위해서는 이에 필요한 양방의료서비스가격과 한방의료서비스가격

- 75 -

을 모두 충족시킬 수 있는 양방 및 한방의료를 모두 이용한 경험이 있는 148명을

분석 대상으로 하였다. 이는 전국민 조사자료에서 추출한 대상이지만, 그럼에도 불

구하고 표본수가 작아 대표성에 문제를 제기할 수 있어, 일반화의 어려움이 있다.

이 연구에서는 2차 자료를 활용하다 보니 다음과 같은 누락변수 (om it t ed

v ariables )의 문제가 있다. 첫째, 양방 및 한방의료에 대한 인식 및 태도가 누락되

었다. 보건의료 또는 보건의료제공자에 대한 부정적 인식이 의료이용을 덜하도록

하는 요인임이 밝혀진 바를 고려해 본다면 (Iv anov & F lynn , 1999; 이응세 등,

1999), 양방 및 한방의료의 종류를 선택하는데 있어서 이러한 인식 및 태도도 매

우 중요한 요인으로 작용할 것으로 보인다. 둘째, 의료 이용만족도 요인에는 비용,

친절도, 대기시간 등 외에도 방문한 의료기관의 시설과 서비스의 질 등도 중요한

영향요인임에도 불구하고(이규식 등, 1998; 박상태 등, 2000), 이 연구에서는 해당

변수가 누락되었다.

또한 지난 2주간 의료이용으로 제한을 하다보니 2주간 이외에 양방 및 한방의

료를 이용하는 사람들의 행태를 정확히 구분해 낼 수가 없다는 문제점도 있으며,

질병의 종류에 대한 계절적 편의 (seasonal b ias )가 개재되었을 가능성과 지난 2주

간 의료이용 방문기관 및 회수를 기억하는데 있어서 기억회상 편의 (r ecall bias )가

개재되었을 가능성도 있다.

2 . 연구설계 및 방법

이 연구는 다음과 같은 계량분석학적인 문제가 있다. 먼저 가격 변수의 측정에

문제가 있다. 가격의 경우 총진료비를 방문회수로 나눈 값으로 정의하였는데, 이는

잔차와 가격간의 상관성 문제가 제기될 수도 있다(Lee, 1984). 또한 소득의 경우

영구소득을 사용해야 함에도 불구하고 (Lee, 1984), 사회조사의 한계점으로 이 연구

에서는 현재 소득을 사용할 수밖에 없었다. 그럼에도 불구하고 이 연구는 연구 설

계 및 방법상 다음과 장점을 가진다.

첫째, 기존의 우리 나라의 의료이용에 관한 연구는 대부분이 의료이용여부 및

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의료이용량에 영향을 미치는 요인에 관한 분석이 대부분이었다(주경식, 1995; 진기

남 등, 1999). 뿐만 아니라 의료서비스의 종류를 구분하지 않고, 단지 전체 대상자

또는 이환자의 의료이용 행태만을 조사하여 왔다. 하지만 의료이용 행태는 서비스

의 종류에 따라 다르게 나타남을 고려할 때(Her shey et al., 1975; Branch et al.,

1981), 의료서비스를 세분화시켜 그 이용행태를 분석하는 것이 정책 수립에 더 합

리적인 방안을 제시해 줄 수 있을 것이다. 이 연구에서는 의료서비스를 양방의료

와 한방의료로 나누어 그 이용 행태의 차이를 분석하였다는 상당한 의의가 있으

며, 양·한방의료이용 여부, 양·한방의료이용 선택 요인, 양·한방의료이용량,

양·한방의료이용 만족도 등 다각적인 측면에서 양·한방 의료이용 행태의 차이

를 구명하고자 한 점에서 다른 연구들과 차별이 된다 하겠다. 특히, 종속변수가 양

방, 한방, 약국, 보건소 등과 같이 범주형 자료인 경우 판별분석이나 다항 로짓회

귀분석이 이용될 수 있는데, 이 연구에서는 기본 가정이 판별분석에 비해 덜 까다

롭고(유근영, 1996), 예측요인을 찾아낼 수 있을 뿐 아니라 각 종속변수의 범주간

비교 위험도도 구할 수 있는 다항 로짓회귀분석을 이용하였다는데 이 연구의 장

점이 있다.

둘째, 첫 번째 외래이용부터 다섯 번째 외래이용까지 양·한방의료기관 방문회

수를 각각 분리한 뒤 각각의 합계를 구하여 2주간 양방 및 한방의료이용회수를

산출하였으며, 양·한방의료서비스 가격, 양·한방의료기관까지의 이동시간, 대기

시간, 친절도, 비용인식도, 만족도는 방문의료기관수로 나누어 평균값으로 측정하

였다. 이는 첫 번째 외래이용으로만 분석을 하였을 때보다 2주간 양·한방의료이

용 행태에 대한 보다 정확한 정보를 제공해 줄 수 있다.

셋째, 지금까지 우리 나라에서 양·한방의료의 대체 또는 보완 관계를 구명한

연구는 없었다. 비록 양방의료이용 및 한방의료 이용에 관한 변수를 모두 충족시

키는 표본수가 145명에 불과하였으나 회귀분석을 실시하는 데에는 별 무리 없는

표본수이었다 (양병화, 1998). 그러나 여기에서는 양·한방의료의 전반적인 대체관

계를 설명하였을 뿐, 표본의 크기로 인해 질병의 종류에 따른 양·한방의료의 대

체 또는 보완관계는 구명하지 못하였다. 그러나 질병의 종류별로 양·한방의료의

대체 및 보완관계가 다를 것을 고려한다면, 향후 연구에서는 질환별 양·한방 대

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체 및 보완관계에 대한 구명이 이루어져야 할 것이다.

넷째, 일반적으로 비표준화된 회귀계수의 경우 독립변수들의 서로 다른 단위들

로 인해 회귀식의 계수를 비교하기가 어렵다는 문제점이 있어 Z값으로 치환한 표

준화된 회귀계수인 Bet a을 사용한다. 그러나 이 역시 독립변수들의 상대적 중요도

를 파악하기에는 부족하다. 따라서 이 연구에서는 양·한방의료이용회수 및 만족

도에 영향을 미치는 개별 변인들의 상대적 기여도를 살펴보기 위해 편상관계수

(partial corr elation coefficient )를 살펴보았다. 개별 독립변인들의 상대적 기여도를

알려주는 계수로는 표준화된 회귀계수 (Bet a ), 부분상관계수 (part corr elat ion

coefficient ), 편상관계수(part ial correlat ion coefficient ) 등이 있으나, 편상관계수

(partial corr elation coefficient )가 가장 바람직하다고 판단되어 이를 이용하였다(de

Vau s , 1991; Brym an & Cramm er , 1994).

제 2절 연구결과에 관한 고찰

1 . 양·한방의 료이용 여부 및 양·한 방의료 선택 요인에 관 한 고찰

여자일수록, 연령이 낮을수록, 교육수준이 낮을수록, 도시에 거주할수록, 소득수

준이 높을수록, 상용치료원이 양방병의원일수록, 그리고 이환일수, 이환갯수, 활동

제한일수가 증가할수록 의료를 이용할 확률이 증가하였다. 양방의료이용여부에 영

향을 미치는 요인은 의료이용여부에 영향을 미치는 요인과 비슷한 경향을 보였으

나, 한방의료이용여부에 영향을 미치는 요인은 상용치료원의 종류와 이환일수, 이

환갯수, 2주간 활동제한일수였다. 특히, 두드러진 차이를 보이는 것은 상용치료원

의 종류로 양방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우 상용치료원이 없는 경

우보다 양방의료이용 확률이 1.8배정도 증가하는 것에 비해, 상용치료원을 한방병

의원으로 가지고 있는 경우 상용치료원이 없는 경우보다 한방의료이용 확률이 무

려 6.7배나 증가하여 차이를 보였다.

의료이용을 하기로 결심한 다음에는 양방과 한방의료중 어떤 의료를 이용할지

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선택이 이루어진다. 이 연구 결과, 의사수가 적고 한의사수가 많을수록 양방에 비

해 한방의료를 선택할 확률이 증가하였다. 그리고 근골격계질환 및 사고 및 중독

의 경우 양방의료에 비해 한방의료를 선택할 확률이 각각 5∼6배, 3∼4배나 되어

질병의 종류에 따라 양·한방 의료를 선택하는 행태가 다름을 알 수 있었다. 이는

이응세 등 (1999)의 연구에서 근골격계질환의 경우 양방의료보다는 한방의료가 더

적합하다고 판단하여 그러한 인식에 따라 실제로도 한방의료를 이용하게 된다는

연구결과와 거의 일치한다고 볼 수 있다. 그리고 이 연구에서는 검증하지 못하였

지만 양방 및 한방의료에 대한 태도 및 인식도 요인이 양·한방의료를 선택하는

데 있어서 또 다른 중요 요인으로 작용할 수도 있을 것이다 (Iv anov & F lynn ,

1999).

또한 한방병의원을 상용치료원으로 가지고 있는 경우는 양방에 비해 한방의료

를 선택할 확률이 무려 9배 이상이나 증가하였는데, 이는 다른 어떤 요인보다도

양·한방의료 선택에 있어서 중요하게 작용하고 있음이 밝혀졌다. 이는 상용치료

원의 존재가 의료이용을 증가시킨다는 기존의 연구결과들(T anner , 1983; Kasper ,

1987; Hay w ard et al., 1991; Davidson et al., 1999; 박현애와 송건용, 1994)보다

한 차원 높여, 상용치료원의 종류가 양·한방의료 선택에 영향을 미친다는 것을

보여주었다는데 의의를 가진다 하겠다. 그리고 양방의료를 이용하는 사람보다 한

방의료를 이용하는 사람들이 상용치료원의 종류에 더 크게 좌우됨을 알 수 있었

다.

2 . 양·한방의 료이용량에 영향 을 미치는 요인에 관한 고 찰

의료이용여부에 관한 분석은 전체 조사대상자를 대상으로 이루어졌다는 점에

서 전국민에게 적용 가능한 정책을 제시할 수 있으며, 의료이용량에 관한 분석은

의료이용자를 대상으로 이루어졌다는 점에서 의료이용자에 국한된 세부적인 정책

을 제시할 수 있어서 의료이용여부와 의료이용량을 분리하여 분석하는 것은 정책

적으로 중요한 시사점을 가진다 하겠다. 여기서는 양·한방의료이용량을 2주간 총

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방문회수로 정의하였으며, 의료필요요인, 의료가능요인, 개인속성요인들간의 그 설

명력의 크기를 각각의 회귀모형별로 비교하여 보았다. 그 결과, 양방의료이용량에

는 의료필요인이 가장 주요한 요인으로 밝혀져 기존의 연구들과 일치하는 결과를

보였으나 (An der sen & A day , 1978; W olin sky , 1978; Bran ch et al, 1981; T annet

et al, 1983), 한방의료량에는 의료필요요인과 의료가능요인의 한계 설명력이 비슷

하게 나타났다.

특히, 개별 독립변수중 양방의료이용량에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 이환

일수인 반면, 한방의료이용량에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 한방의료서비스 가

격으로 두드러진 차이를 보였다. 이처럼 한방의료이용량에 서비스의 가격이 커다

란 영향을 미치는 이유는 양방의료의 경우는 보험급여를 통해 실제 본인이 부담

해야 하는 의료비는 적은 반면, 한방의료의 경우는 보험의 비급여 항목이 많아 본

인부담 의료비가 많기 때문이다. 이러한 한방의료의 보험 급여 제한으로 인해 소

비자는 높은 한방 의료서비스 가격을 부담해야 하고, 그로 인해 의료이용이 제한

되고 있음을 알 수 있다. 따라서 한방의료이용량을 증가시키기 위해서는 한방의료

의 보험급여 범위를 확대함으로써 의료비 본인부담율을 낮추는 것이 무엇보다도

선행되어야 할 것이다.

그리고 의료이용량에 영향을 미치는 설명력의 경우 16.2%에서 16.6%로 높지

않아 설명되지 않는 부분이 더 크다는 문제를 제기할 수도 있다. 그러나 A day와

An der sen (1975)의 연구에서 16∼25%의 설명력을, W olin sky (1978) 연구에서 9∼

21%의 설명력을 보인 것을 보면, 기존의 연구결과들에 비해서 크게 뒤떨어지는

설명력의 크기는 아니라고 할 수 있겠다.

3 . 양·한방의료 이용 만족도에 영향 을 미치는 요인에 관한 고 찰

의료서비스 접근성에 대한 성과 지표로서의 만족도는 서비스 질의 주요 지표

가 된다 (Don abedian , 1966; Roland, 1995). 따라서 환자만족도 증진은 의료서비스

제공의 궁극적인 목적 중 하나가 되고, 의료의 질적 수준 향상을 위해서는 매우

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중요한 요인이 된다. Iv an ov와 F lynn (1999)는 의료인에 대한 부정적 경험이 만족

도에 가장 큰 영향을 미친다고 보고하였고, 박상태 등(2000)도 의료진의 친절과

같은 요인이 만족도에 중요한 영향을 미치고 있음을 밝힌바 있는데, 이 연구 결과

에서도 가장 큰 영향을 미치는 만족도 요인은 친절에 대한 인식도였다. 즉, 의료진

및 직원들에 대한 긍정적 경험이 의료이용 만족도를 증가시켜 주었다는 것이다.

이는 한방의료이용 만족도보다 양방의료이용 만족도에 더 큰 영향을 미치고 있었

다.

반면, 한방의료이용 만족도에는 비용에 대한 인식도가 양방의료이용 만족도보

다 더 큰 영향을 미치고 있었다. 이 사실은 한방의료이용 만족도에는 비용적 측면

이 친절 못지 않게 중요하게 작용하고 있음을 알 수 있었다. 앞서 살펴본 바와 같

이 한방의료이용에는 비용적 장벽이 양방의료이용에 비해 더 높았기 때문에 만족

도에서도 비용에 대한 인식도가 중요하게 작용하였다고 판단된다. 특히, 실제 지불

한 의료서비스 가격보다는 비용에 대한 인식 정도가 만족도에 영향을 상당히 중

요한 영향을 미친 점을 고려할 때, 소비자는 자신이 지불한 비용의 절대액이 아닌

지불한 비용에 대한 상대적 이익이 만족도에 영향을 미친다고 할 수 있겠다

(Cam pbell과 Rolan d, 1996). 그리고 Ip sen 등(2000)은 건강한 사람일수록 만족도가

높다고 한 사실과는 달리, 이 연구에서는 소비자의 질병의 경중도라든지 의료에

대한 접근성 등이 만족도에 영향을 전혀 미치지 못하였다.

4 . 양·한방의 료의 대체관계에 관 한 고찰

대체재(sub st itu tes )란 상대재화의 가격이 상승할 경우 문제되는 재화의 소비량

증가하는 경우인데, 이 연구 결과에서는 양방의료가격이 상승할 때 한방의료이용

량이 증가하고, 한방의료가격이 감소할 때 한방의료이용량이 증가하여 한방의료가

양방의료의 대체재로 이용되고 있는 것으로 밝혀졌다. 그러나 여기에는 많은 제한

점이 있다. 근골격계 질환, 뇌졸중 등과 같은 질환에 대한 한방의료 이용은 양방의

료의 대체재라고 할 수 있으나, 급성전염성질환 및 수술이 필요한 질병의 경우는

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그렇지 못할 가능성이 높다. 즉, 급성전염성질환 및 수술이 필요한 질병은 한방의

료로 치료하는 것이 어렵기 때문에 양방의료의 대체재로 작용하기가 어려울 것이

다. 이 연구에서는 표본의 크기 때문에 질병의 종류에 따라 세분화된 분석이 시행

되지 못하였기 때문에 해석과 적용에 있어서 상당한 주의를 요한다 하겠다. 그럼

에도 불구하고 지금까지 막연하게 한방의료가 양방의료의 보완재가 될 것이다 또

는 대체재가 될 것이라는 이론들을 최초로 검증하였다는데 그 의의를 가진다 하

겠다.

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제 6장 요약 및 결론

이 연구의 자료는 한국보건사회연구원의 국민건강조사 자료중 1998년 자료이

며, 대상자수는 비혈연가구를 제외한 39,060명이다. 이 연구의 결과를 요약하면 다

음과 같다. 첫째, 로지스틱 회귀분석 결과, 여자일수록, 연령이 낮을수록, 교육수준

이 낮을수록, 도시에 거주할수록, 소득수준이 높을수록, 상용치료원이 양방병의원

일수록, 그리고 이환일수, 이환갯수, 활동제한일수가 증가할수록 의료를 이용할 확

률이 증가하였다. 그리고 여성일수록, 연령이 아주 낮거나 아주 높을수록, 배우자

가 있을수록, 소득수준이 낮을수록, 도시지역에 거주할수록, 소득수준이 높을수록,

상용치료원을 양방병의원으로 가지고 있을수록 이환일수, 이환갯수, 활동제한일수

가 증가할수록 양방의료이용 확률이 증가하였고, 소득수준이 높을수록, 상용치료원

을 한방병의원으로 가지고 있을수록, 이환일수, 이환갯수, 활동제한일수가 증가할

수록 한방의료이용 확률이 증가하였다.

둘째, 첫 번째 외래 이용자를 대상으로 의료기관 선택요인을 살펴보기 위해 양

방병의원을 선택한 집단을 준거집단으로 하여 다항 로짓회귀분석을 실시한 결과,

준거집단에 비해 한방병의원을 선택할 확률은 연령이 증가할수록, 교육수준이 높

을수록, 상용치료원을 한방병의원으로 가지고 있을수록, 의료서비스의 가격이 높을

수록, 의료기관까지 이동시간이 길수록, 인구10만명당 의사 및 한의사수가 많을수

록, 만성질환에 이환될수록 높았다. 그리고 질병의 종류에 따라서는 소화기계 질환

에 비해 순환기계질환, 근골격계질환, 사고 및 중독에 이환될수록 한방병의원을 선

택할 확률이 각각 2.220배, 5.949배, 4.136배로 나타났다. 그리고 2주간 양·한방의

료 선택요인을 살펴보기 위한 다항 로짓회귀분석을 실시한 결과, 양방의료만 이용

한 집단과 비교할 때 한방의료만 이용한 집단에 속할 확률은 교육수준이 높을수

록, 상용치료원을 한방병의원으로 가지고 있을수록, 인구 10만명당 한의사수가 많

을수록, 근골격계질환에 이환될수록, 순환기계질환에 이환될수록, 사고 및 후유증

에 이환될수록 증가하였다.

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셋째, 양·한방의료량에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해 개인속요요인, 의

료가능요인, 의료필요요인을 차례로 투입하여 위계적 다중회귀분석을 한 결과, 양

방의료기관 방문회수에는 의료필요요인이 가장 큰 영향을 미치는 반면, 한방의료

기관 방문회수에는 의료필요요인과 의료가능요인이 비슷한 설명력을 나타내었다.

특히, 개별 독립변수중 양방의료이용량에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 이환일수

인 반면, 한방의료이용량에 가장 큰 영향을 미치는 변수는 한방의료서비스 가격으

로 두드러진 차이를 보였다.

넷째, 양·한방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인의 차이를 알아보기 위해

개인속요요인, 의료가능요인, 의료필요요인, 의료이용경험요인을 차례로 추가하는

위계적 다중회귀분석을 실시한 결과, 두 모형 모두 의료이용경험요인의 한계 설명

력이 가장 컸다. 그리고 양방의료이용 만족도에 영향을 미치는 요인중 가장 큰 영

향을 미치는 개별 변수는 친절인식도였으며, 비용인식도, 연령, 대기시간의 순으로

영향력을 나타내었다. 한방의료이용 만족도에 가장 큰 영향을 미치는 변수 역시

친절인식도였으며, 그 외 비용인식도와 대기시간이 부의 영향력을 나타내었다.

다섯째, 한방의료가 양방의료의 대체재로 이용되고 있는지 또는 보완재로 이용

되고 있는지를 구명하기 위해 한방의료이용회수를 종속변수로 하여 다중회귀분석

을 실시한 결과, 한방의료는 양방의료의 대체재로 이용되고 있는 것으로 밝혀졌다.

결론적으로 몇가지 측면에서 양방의료와 한방의료를 이용하는 행태에 있어 차

이를 보였는데, 이를 토대로 다음과 같은 정책을 제안해 볼 수 있겠다. 첫째, 양·

한방의료를 선택하는데 있어서 두드러진 영향을 미친 것은 상용치료원의 종류이

었다. 즉, 평소 한방의료를 이용하던 습관을 가진 사람이 한방의료를 더 많이 선택

하게 된다는 것이다. 따라서 한방의료이용을 제고시키기 위한 정책을 시행한다고

한다면, 한방의료의 과학화와 더불어 소비자에게 한방의료에 대한 긍정적 이미지

를 인식시키기 위한 전략이 필요할 것이다.

둘째, 질병의 종류가 양·한방 의료를 선택하는데 상당한 영향을 미치고 있었

다. 즉, 소화기계질환보다 근골격계질환, 사고 및 중독, 순환기계질환에 이환될수록

한방의료를 선택할 확률이 증가하였다. 또한 제한적으로나마 양방의료가 한방의료

의 대체될 수 있음이 증명되었다. 이러한 점을 고려하여 한방으로 치료효과가 높

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은 질병, 양방으로 치료효과가 높은 질병, 그리고 양·한방 협진으로 치료효과가

높은 질병에 대한 연구를 통해 양·한방 중복의료 이용행태를 감소시킴으로써 소

비자 측면에서는 의료비 낭비를 막고, 국가적 측면에서는 자원의 낭비를 막고 효

과적인 자원활용을 꾀해야 할 것이다.

셋째, 양방의료이용량에 비해 한방의료이용량에 두드러진 영향을 미친 것은 의

료서비스의 가격으로 의료보험의 한방 급여 부분에 개선의 여지가 있음을 보여주

었다. 즉, 한방의료서비스에 대한 접근성을 제고해 주기 위해서는 무엇보다도 의료

보험의 한방 급여의 비급여 항목을 개선하여 한방의료서비스를 이용하는 소비자

의 본인부담을 낮추어 주는 것이 시급한 과제라 하겠다.

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A B S T RA CT

T h e D if feren c e s in B eh av iors o f U t i liz at ion on W e s t ern

an d Orient al M e dic al Care in K ore a

Ch o, Kyun g S ook

Dept . of Health A dm inistr at ion

T he Graduat e S ch ool of

Yon sei Univ er sity

Korea is unique in that the st atu s of orient al m edicine is equ al t o that of

w est ern m edicin e, socially and politically . Unt il now , th ere has been no study

on the separat e analy sis of w est ern an d orient al m edical care. T he objectiv es

of this study w ere to ex am in e the differences in b ehavior s of ut ilizat ion and

sat isfact ion on w est ern an d orient al m edical care, t o identify differ ent

m otiv ation of choice for w est ern and orient al m edical care, and t o see if there

is a sub st itut ion of oriental m edical care for w est ern m edical care.

T he dat a cam e from a nation al health surv ey of n onin st itut ionalized

Korean s conduct ed in 1998. T h e dat a w ere collect ed by th e Korea In st itu te for

H ealth and S ocial Affair s an d a t otal num ber of 12,283 Korean h ou seholds w ith

39,060 h ou seh old m em ber s took part in the 「1998 Nation al H ealth an d

Nutrition Surv ey 」. T h e An der sen m odel of h ealth beh avior w as em ploy ed t o

guide th e an aly sis an d th e dev elopm ent of hypoth eses . T he m aj or stat ist ical

m ethods u sed for th e an aly sis w ere m ultiple logist ic r egres sion analy sis ,

hier ar chical regression an aly sis , and poly ch ot om ou s logist ic r egression an aly sis .

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T h e m ajor fin ding s are as follow s ;

1. T he choice of orient al m edical care is r elated w ith high educat ion al lev el,

r egular source of orient al m edical care, num ber of orient al phy sician s ,

m u sculoskeletal sy st em disease, an d cir culat ory sy st em disease.

2. M ost of the explained v arian ce in the num ber of w estern m edical care

visit s ar e account ed for by need character ist ics w ith m inim al contr ibut ion from

the predisposin g and enablin g compon ent s . But m ost of th e ex plained v arian ce

in the num ber of oriental m edical care visit s ar e accounted for by need and

en abling charact er istics w ith m inim al contr ibut ion from the predisposin g

compon ent s . T he num ber of illnes s day s is th e m ost im port ant v ariable

contr ibuting to th e ex planat ion of the num ber of w estern m edical care visit s ,

w hile the cost s per visit is the m ost import ant v ariable contr ibut in g t o the

ex planat ion of the num ber of oriental m edical care visit s .

3. T he lev el of sat isfact ion w ith w est ern m edical care is affect ed by kind,

percept ion of high price for w est ern m edical care, ag e, an d w ait in g t im e . T h e

lev el of sat isfaction w ith oriental m edical care is affect ed by kin d, percept ion

of high price for w estern m edical care, and w ait in g t im e.

4. T here is a sub st itut ion bet w een orient al m edical care an d w est ern

m edical care.

T he findin g s show that it is crit ical t o focu s on the reduction of cost

sh arin g to acces s orient al m edical care. Other policies for the im prov em ent of

w est ern and orient al m edical care deliv ery sy stem inclu de the m eth od of

prev ent ion for h ospit al sh oppin g beh avior an d improv em ent of quality of

orient al m edicin e.

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Key W ords : u t ilizat ion , sat isfaction , orient al m edical care, w est ern m edical care,

choice of m edical care, sub stitut es

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