지난호
ISSN : 1226-072X
가족인 요양 이용의 젠더·계층 효과 분석
Gendered and Stratified Determinants of Family Care Worker Utilization in Korean Long-Term Care Insurance
Yang, Nanjoo1; Shin, Yumi1*
보건사회연구, Vol.46, No.3, pp.145-167, September 2026
https://doi.org/10.15709/hswr.2026.46.3.145
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 노인과 가족에게 공식 돌봄서비스를 지원하는 노인장기요양보험제도에서 왜 수급자와 가족은 가족인 요양을 선택하는 것일까? 노인부부의 선택인가, 자녀의 효심인가, 서비스보다 현금을 선호하는 것인가. 비공식 돌봄 강화에 영향을 미치는 젠더 규범과 계층 효과를 실증적으로 밝히고자 하였다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 가족인 요양 이용 확률은 수급노인을 자녀가 돌볼 경우 배우자가 돌보는 경우보다 더 높았다. 하지만 아내가 있는 남성노인이라면 가족인 요양 이용 확률이 높아졌고(남편이 있는 여성노인의 경우는 아니고) 저소득층이면 이러한 상호작용 효과는 더 강화되었다. 아내에게 수발을 받는 저소득 남성 수급노인 집단에서 가족인 요양을 이용하는 경향이 뚜렷하게 나타났다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 노인장기요양보험제도에서 공식 장기요양서비스도 아니고 비공식 가족돌봄 지원도 아닌 가족인 요양의 증가를 막고 제도를 개선하는 것이 필요하다.
Abstract
This study empirically examines the determinants of Family Care Worker (FCW) utilization within Korea's Long-Term Care Insurance (LTCI) system from an intersectional perspective integrating gender and socioeconomic factors. Despite the LTCI system's foundational goal of defamilializing elder care, FCW utilization has grown steadily since the system's inception in 2008. Using administrative big data from the National Health Insurance Service (NHIS), the study analyzes 973,384 older adults aged 65 and above who first received LTCI home-care benefits between 2008 and 2019. A Linear Probability Model (LPM) was applied to examine three-way interaction effects among the primary caregiver relationship (spouse vs. adult child), the care recipient's gender, and economic status (co-payment exemption/reduction vs. standard).
The findings show that spousal caregiving is associated with a significantly lower probability of FCW utilization. However, this effect is markedly attenuated among male care recipients receiving care from their wives, and further amplified when those men belong to low-income households. No comparable pattern emerges for female care recipients. These results demonstrate that FCW utilization is structurally shaped by the intersection of gendered caregiving norms and socioeconomic conditions, operating in direct tension with the LTCI system's stated goals of defamilialization and gender equality.
초록
이 연구는 노인장기요양보험제도 가족인 요양 이용의 영향 요인을 젠더와 계층의 교차적 관점에서 실증 분석하였다. 돌봄의 탈가족화를 표방한 노인장기요양보험제도에서 등급인정자가 가족관계에 있는 요양보호사에게 방문요양을 받는 가족인 요양 이용의 증가에 주목하여, 수급노인 성별, 주수발자와의 관계(배우자 또는 자녀), 소득 수준이 가족인 요양 이용에 미치는 영향과 그 상호작용 효과를 검증하였다. 분석자료는 국민건강보험공단 노인장기요양보험 행정데이터로, 2008년부터 2019년 사이에 최초로 장기요양 인정등급을 받아 재가급여를 이용하기 시작한 65세 이상 노인 973,384명을 대상으로 하였다. 이분 종속변수에 대한 삼중 상호작용 효과를 확인하기 위해 선형확률모형(LPM)을 적용한 분석 결과, 배우자가 주수발자인 경우 자녀가 주수발자인 것에 비해 가족인 요양을 이용할 확률이 유의하게 낮았으나 수급노인의 성별과 소득수준에 따라 가족인 요양 이용에 상반되는 상호작용 효과가 확인되었다. 수급노인이 남성이면 주수발자가 배우자인 경우 가족인 요양 이용 확률이 높아졌고, 남성 수급노인이 저소득층이면 이러한 상호작용효과는 더 강화되었다. 즉, 아내가 있는 저소득 남성 수급노인 집단에서 가족인 요양을 이용하는 경향이 뚜렷하게 나타났다. 이 결과는 가족인 요양 이용이 젠더화된 돌봄 규범과 계층적 조건이 교차하는 구조적 맥락 속에서 이루어진다는 점을 실증적으로 보여준다.
Ⅰ. 서론
고령화되는 세계에서 장기요양제도는 노년기 사회구성원의 보편적 건강권을 구성하는 동시에, 개별적 돌봄 필요에 대응하는 사회보장급여로 자리매김하고 있다(OECD, 2025). 한국에서 2008년 시행된 노인장기요양보험제도는 이후 빠르게 성장하여, 2024년 말 기준 연간 총 급여비용 약 16조원, 수급자 규모 약 114만 명으로 노인 인구의 10%를 넘어섰다(국민건강보험공단, 2025). 이 제도는 혼자서 거동이 불편한 고령자에게 공적 재원으로 재가·시설급여를 제공함으로써, 수급 대상자의 필요를 충족하고 가족 부담을 경감하여 전 국민의 삶의 질을 향상시키는 것을 목적으로 명시하고 있다.
그러나 제도 내에서 지속적으로 증가하고 있는 ‘가족인 요양’은 이러한 목적이 실질적으로 달성되고 있는지 질문하게 한다. 가족인 요양이란 장기요양 수급자가 가족관계에 있는 요양보호사로부터 방문요양을 이용하는 형태로, 표면적으로는 공식서비스의 외양을 띠지만 사실상 가족 내 돌봄으로 볼 수 있다(김민경, 한은정, 이호용, 유애정, 이선화, 2018; 최인희,김정현, 2013). 이는 노인장기요양보험제도 내 현금급여인 가족요양비와 구별된다. 가족요양비는 서비스 이용이 불가능한 특별한 사유를 가진 수급자에게 심사를 거쳐 정액으로 지급되며, 제도 시행 이후 10년간 연 1천 명 내외로 거의 증가하지 않았다(양난주 외, 2020). 반면, 가족인 요양 이용자는 2009년 26,774명에서 2019년 67,091명으로 크게 증가하였으며(양난주 외, 2020), 2022년 장기요양실태조사에서는 전체 재가급여 이용자의 18.3%를 차지하는 것으로 나타났다.
노인장기요양보험제도는 노쇠로 인해 일상생활이 어려운 노인에 대한 돌봄 책임을 가족에서 사회로 이전하는 것, 즉 돌봄의 탈가족화(defamilization)를 기반으로 설계되었다. 급속한 고령화와 가구 구성의 변화에 대응하기 위해 도입된 이 제도는 사회보험을 통해 돌봄을 받을 권리를 보장하고자 한다(마경희, 문희영, 김이선, 이순미, 2024). 2024년 기준 1인 가구는 전체의 36.1%에 달하며 그중 70대 이상이 19.8%를 차지하고(국가데이터처, 2025), 65세 이상 고령자의 32.8%는 혼자, 55.2%는 배우자와 거주하며 성인 자녀와 함께 사는 경우는 10.3%에 불과하다(강은나, 김혜수, 정찬우, 김세진, 이선희, 주보혜, 황남희, 김경래, 이혜정, 최경덕, 2023). 이처럼 노인단독가구가 보편화된 현실에서 공식 장기요양의 역할은 점차 확대되어, 제도 도입 첫해 약 15만 명이었던 실이용자 규모는 2024년 열 배 가까이 증가하였다.
이러한 제도적 맥락에서 가족인 요양은 공식서비스의 외양 아래 돌봄의 실질적인 책임을 다시금 가족에게 귀속시킨다는 점에서 문제적이다. 요양보호사와 수급자가 가족 관계라는 특수성으로 인해 장기요양기관이나 건강보험공단이 서비스를 관리하고 이용자를 지원하는 데도 어려움이 따른다(김민경 외, 2018). 결과적으로 제도가 표방하는 ‘수급자의 필요 충족’은 다시 가족의 몫이 되고, ‘가족 부담 경감’은 경제적 보상으로 대체된다. 이는 돌봄의 사회화를 표방한 제도 안에서 사실상 가족돌봄이 재강화되는 현상, 즉 재가족화(refamilization)로 볼 수 있다(송다영, 2014; 양난주 외, 2020).
가족인 요양을 둘러싼 논의는 다층적이며 단일한 시각으로 수렴되지 않는다. 언론에서는 '부정수급' 문제(이영미, 2013), 가족 돌봄자에 대한 정부 지원(박재병, 2021), 상대적으로 낮은 경제적 보상의 불형평성(황석하, 2011) 등 엇갈린 시각이 공존한다. 학술적 논의에서도 가족인 요양을 '제도의 왜곡'으로 보는 입장(이진숙, 2014)이 있는가 하면, 탈가족화라는 제도적 이상과 가족주의적 돌봄 규범 사이의 협상으로 해석하는 시각(장경섭 외, 2015), 가족인 요양보호사 실천 경험에 고유한 의미를 부여하는 연구(윤태영, 2020; 이민숙, 2013; 최미선, 김서현, 2023)가 병존한다. 이처럼 가족인 요양은 제도의 정당성, 돌봄 노동의 가치와 보상, 급여 형평성이라는 서로 다른 준거에서 평가되어 왔다.
그러나 이러한 논의에도 불구하고, 가족인 요양 이용에 영향을 미치는 요인에 대한 실증적 분석은 충분히 이루어지지 않았다. 선행 연구의 대부분은 가족인 요양보호사를 대상으로 한 질적 연구이며, 양적 연구 역시 설문조사를 통해 가족인 요양보호사와 가족돌봄자 간의 차이를 비교하거나(김민경 외, 2018; 최인희 외, 2013) 기술적으로 분석하는 데 그쳤다. 김은정 외(2021)는 수급자와 가족인 요양보호사를 모두 포함하여 가족인 요양 선택의 이유를 분석하였으나, 수급자의 특성이 가족인 요양 이용 여부에 미치는 영향, 특히 젠더와 계층의 상호작용 효과를 체계적으로 검토하지는 않았다.
본 연구는 가족인 요양 이용이 개인의 자율적 선택이 아니라 젠더, 가족관계, 계층이 교차하는 구조적 조건 속에서 형성된다는 문제의식에서 출발한다. 재가족화의 맥락에서 볼 때, 누가 돌봄을 제공하고 누가 돌봄을 받는가에 대한 젠더화된 규범은 가족인 요양 이용 여부에 중요한 영향을 미칠 가능성이 크다. 아울러 고령가구의 소득 보장이 취약한 한국 사회에서 가족인 요양이 경제적 이유로 선택되고 있다면(양난주, 2013; 김은정 외, 2021), 그 선택은 젠더 규범과 수급자의 소득 수준이 교차하는 지점에서 이루어질 것으로 예상된다.
이에 본 연구는 2008년부터 2019년까지의 국민건강보험공단 행정데이터를 활용하여 다음 두 가지 연구문제를 분석한다. 첫째, 수급자의 성별, 주수발자와의 관계, 경제적 수준은 가족인 요양 이용 여부와 각각 어떠한 관련을 가지는가? 둘째, 이들 변수는 독립적으로 작용하는가, 아니면 상호작용을 통해 가족인 요양 이용에 차별적인 영향을 미치는가? 이를 실증적으로 검증함으로써, 본 연구는 노인장기요양보험제도 내에 내재된 젠더화된 돌봄 구조를 드러내고 그 정책적 함의를 도출하고자 한다.
Ⅱ. 문헌 고찰
1. 노인장기요양보험제도와 가족인 요양
2008년부터 시행된 노인장기요양보험제도는 전적으로 가족에게 맡겨져 있던 노인 돌봄에 대한 국가 책임을 제도화하고 돌봄을 받을 권리를 사회적 차원에서 보편적으로 확대하였다(송다영, 2014; 최희경, 2018). 거동이 불편하고 혼자서 생활하기 어려운 만 65세 이상 또는 만 65세 미만으로 노인성 질병을 가진 사람은 장기요양 인정조사에서 1~5등급 또는 인지지원등급을 받으면 장기요양 시설급여 혹은 재가급여를 소득수준에 따라 80%~100% 보험료 지원을 받아 이용할 수 있다. 등급 인정자가 가장 많이 이용하는 서비스는 방문요양1)으로 등급에 따라 정해진 월한도액2) 안에서 요양보호사가 집으로 방문하여 서비스를 제공한다. 방문요양의 비용은 30분부터 240분3)까지 다르게 매겨져 있지만 하루 1회, 한번에 3시간 내외 방문이 통상적이다.
우리나라 노인장기요양보험제도는 현물급여 원칙으로 현금급여는 제한적이다. 사회보험방식으로 장기요양제도를 운영하고 있는 독일과 일본, 한국 가운데 독일만 급여 유형 중에 현금급여를 보편적 선택지로 운영하는데 등급별로 재가급여의 약 절반 정도가 되는 액수를 현금으로 수급자에게 지급한다(정재훈, 2020). 일본은 제도 도입 시기 논쟁을 거쳐 현금급여를 배제하였는데 반대 이유는 첫째, 여성이 가족돌봄에 구속받게 될 수 있고, 둘째 가족에게 돌봄이 맡겨지면 품질을 확보하기 어려우며, 셋째 장기요양 제공기관 증가에 저해될 수 있다는 것이다(양난주 외, 2020:180). 한국에서도 제도 도입 논의에 참여했던 사회단체들이 현금급여 도입은 여성 역할을 제약하는 부정적 결과를 낳게 될 것이라고 반대했다(국회 양성평등포럼, 2006, 이진숙, 2014에서 재인용).
그 결과 노인장기요양보험제도에서 특별 현금급여인 가족요양비는 수급자의 특정한 사유(1. 도서, 벽지 등 장기요양기관 부족 지역 2. 천재지변 등 사유로 장기요양기관이 제공하는 장기요양급여를 이용하기 어렵다고 보건복지부 장관이 인정하는 자 3. 신체·정신 또는 성격 등 사유로 가족 등으로부터 장기요양을 받아야 하는 자)를 근거로 심사를 통해 제한적으로 허용하고 있다(노인장기요양보험법 제24조). 가족요양비 수급자는 2008년부터 2019년까지 최대 1,371명, 최소 794명으로 상당히 제한적으로 지급되어왔다(양난주 외, 2020). 가족요양비는 2008년부터 월정액 15만원으로 유지되다가 2023년 월 22.3만원으로 인상된 후 해마다 늘어 2026년 기준 월 240,450원이다.
가족인 요양보호사는 자격증을 취득하고 방문요양기관에 등록하여 가족관계에 있는 등급 인정자에게 서비스를 제공하는 요양보호사를 가리킨다. 가족인 요양은 등급 인정자가 가족 관계에 있는 요양보호사에게 방문요양서비스를 이용하는 것을 말한다. 제도 시행 초기에 보건복지부는 고시(제2008-66호)를 통해 수급자와 동거가족인 요양보호사가 제공한 방문요양을 1일 최대 120분 미만으로 제한했다(이윤경, 2010). 일반 요양보호사를 통해 받을 수 있는 1일 방문요양 한도인 4시간의 절반으로 줄인 것이다. 2009년에는 동거 가족인 요양보호사의 인정시간을 1일 90분으로 축소했다가 2011년부터 동거, 비동거 구분없이 가족인 요양보호사에 의한 방문요양은 하루 60분, 월 20일에 한하여 수가를 인정해주고 있다. 그러나 가족인 요양보호사가 65세 이상이거나, 수급자 치매인 경우 1일 90분, 월 20일을 초과하여 인정한다. 또한 가족인 요양보호사는 일정한 직업(총 근무시간이 월 160시간 이상)에 종사할 수 없게 제한하고 있다. 이러한 조치는 가족인 요양을 제한하고자 하는 것이었으나 가족인 요양 수급자 수는 2011년 이후 약간 감소하다가 2015년부터 장기요양수급자 증가에 발맞춰 지속적으로 증가하고 있다.
가족요양비와 가족인 요양은 장기요양 인정자에 대한 돌봄을 가족이 직접 수행한다는 공통점을 가진다. 그러나 현금보상은 상이하다. 가족요양비는 한달에 약 24만원 지급되고, 가족인 요양보호사는 하루 60분 월 20일 일하면 약 40만원, 하루 90분 월 31일 일하면 약 80~90만원을 수령한다4). 가족요양비는 심사를 통해 수급자에게 지급되고, 가족인 요양보호사는 요양보호사 자격증을 갖추고 등록한 방문요양기관에서 일한 시간에 따라 급여로 받는다. 가족인 요양 이용자도 다른 방문요양 이용자와 마찬가지로 방문요양기관과 계약을 맺고 본인부담금도 납부하지만 가족인 요양보호사를 이용하면 방문요양은 하루 60분이나 90분만 인정된다. 일반 요양보호사로부터 방문요양을 이용하면 월 상한액 안에서 하루 3-4시간까지 방문요양을 받을 수 있는 것과 다르다. 가족인 요양보호사의 방문요양 근로시간은 적게 보상되기에 일반 요양보호사보다 월 급여가 적다. 가족인 요양보호사는 장기요양기관과 공식 고용계약을 체결한 장기요양요원으로 규정되지만 실질적으로는 수급자의 배우자나 자녀로 가족돌봄자라고 볼 수 있다. 이러한 이중적 정체성—공식 노동자이면서 동시에 가족돌봄자—은 가족인 요양을 제도적으로 복잡하게 만드는 핵심 요인이다.
사회보험방식으로 장기요양제도를 운영하는 독일과 일본에서는 요양보호사와 같은 장기요양요원이 동거가족에 대해 서비스를 제공하는 것을 금하고 있다(양난주 외, 2020: 166, 183). 독일은 현금급여를 선택할 수 있어 수급자가 가족들로부터 비공식 돌봄을 받을 수 있지만 장기요양 수급자와 3촌 이내의 친족 또는 인척 및 동거하는 자와의 개별 수발계약은 허용하지 않는다. 또한 일본 개호보험법은 ‘지정 거택서비스 등 사업의 인원, 설비, 운영에 관한 기준’을 정하고 있는데 제25조는 지정방문개호 사업자는 방문개호원 등에 그 동거가족인 이용자에 대한 방문개호를 제공하게 하면 안된다는 규정을 두고 있다. 독일이나 일본 모두 장기요양요원이 노인수급자와 동거하면서 서비스를 제공하고 금전적 대가를 받는 것을 금하고 있는 것이다.
이는 독일과 일본의 장기요양제도가 공식 돌봄(formal care)과 비공식 돌봄(informal care)을 제도적으로 명확히 구분하고 있음을 보여준다(Webb, 2003). 두 국가는 가족돌봄을 자격을 갖춘 인력에 의해 제공되는 공식 서비스와 구별되는 영역으로 설정하고, 이를 서로 다른 방식으로 지원한다. 독일은 현금급여를 통해 가족돌봄을 간접적으로 지원·보상하지만, 이를 가족 간 고용계약이나 임금 지급의 형태로 제도화하지 않는다. 반면 일본은 여성에 의한 비공식 돌봄의 고착을 우려하여 현금급여 도입을 배제하고 서비스 급여 중심의 체계를 유지하며, 가족을 공식 서비스 제공자로 인정하지 않는다.
이와 함께 독일과 일본은 가족관계에 있는 전문인력이 수급자와 동거하면서 서비스를 제공하고 금전적 대가를 받는 것을 금지하고 있다. 이는 돌봄노동시장의 왜곡을 방지하고 돌봄 전문인력의 공식성을 확보하기 위해, 공식 돌봄과 비공식 돌봄 간의 제도적 경계를 유지하려는 정책적 선택으로 이해할 수 있다(Webb, 2003). 이러한 점에서 두 국가는 동거가족이 장기요양요원으로서 수급자에게 서비스를 제공하고 보수를 받는 것을 제도적으로 허용하지 않으며(양난주 외, 2020), 이는 가족인 요양을 제도적으로 인정하고 있는 한국과 대비되는 특징이다. 따라서 한국의 가족인 요양은 비교제도적 맥락에서 볼 때 특수한 위치를 점한다고 할 수 있다.
2. 가족인 요양 선행연구 고찰: 젠더적 쟁점을 중심으로
돌봄정책은 의존적인 개인의 욕구를 충족하기 위해 국가·시장·가족 간 돌봄의 배분 방식을 결정한다. 이 과정에서 가족돌봄에 대한 현금보상을 바라보는 관점은 크게 두 가지로 대별된다(Ungerson and Yeandle, 2007). 첫 번째 관점은 현금급여를 여성이 가정에서 수행해온 무급 돌봄에 대한 정당한 보상(compensation)으로 본다. 이 입장에서는 현금급여를 통해 돌봄이 사적 의무나 성 역할이 아니라 사회적으로 필요한 노동으로 재정의될 수 있으며, 그 결과 여성의 시민권이 사회적으로 인정될 수 있다고 주장한다. 이는 비공식 돌봄자에게 직접 지급되는 돌봄수당이나 돌봄 활동을 포함하는 참여소득의 이론적 근거가 된다. 두 번째 관점은 돌봄정책의 핵심이 비공식 돌봄에 현금을 지급하는 것이 아니라, 공식 돌봄서비스를 확대하고 노동시장에서 양질의 돌봄일자리를 늘리는 데 있다고 본다. 이 입장에서는 비공식 가족돌봄에 현금을 지원하는 정책이 오히려 돌봄을 여성의 책임으로 고착시키고, 비공식·저임금 돌봄을 확산시켜 젠더불평등을 심화할 위험이 있다고 지적한다(Esping-Andersen, 1999; Ungerson, 2000). 요컨대 이 두 관점의 핵심적인 대립은, 여성이 무급으로 수행해온 돌봄에 직접 금전적 보상을 제공할 것인가, 아니면 공식 서비스의 확충을 통해 돌봄의 책임을 가족에서 사회로 이전할 것인가의 문제로 귀결된다.
이러한 논쟁적 맥락 속에서, 고령화에 대응하여 장기요양제도를 발전시켜온 OECD 주요 국가들은 2000년대 후반 경제위기 이후 재정 압박이 심화되면서 현금돌봄지원(Cash-for-Care, 이하 CfC) 방식을 도입하기 시작하였다(Da Roit, Le Bihan and Osterle, 2016). CfC는 돌봄이 필요한 당사자나 가족돌봄자에게 직접 현금을 지급함으로써 이들이 스스로 돌봄서비스를 조직할 수 있게 하는 방식이다. 도입 명분으로는 당사자의 선택권 강화, 가족돌봄에 대한 보상, 재정 절감, 돌봄서비스의 유연화와 효율화 등이 제시되었다(Gori, Fernández and Wittenberg, 2016). 그러나 이용자의 권리 확대라는 외양에도 불구하고, CfC의 확산은 여러 부정적 결과를 초래할 위험이 있다는 비판이 제기된다. 구체적으로는 공적 돌봄서비스 및 사회적 권리의 축소, 개인의 지불 능력에 따른 돌봄 격차의 심화, 돌봄 책임의 가족 회귀, 돌봄노동의 탈전문화, 서비스 질 저하 등의 문제가 지적되고 있다(Da Roit et al., 2016). 돌봄정책에서 현금급여의 효과는 그것이 수급자에게 지급되는지 가족돌봄자에게 지급되는지에 따라 정책 목표와 실질적 효과가 달라진다. 이런 점에서 한국의 가족인 요양 이용은 다소 독특한 위치에 놓인다. 이는 수급자에게 직접 지급되는 현금급여도 아니고, 돌봄자에게 지급되는 전형적인 돌봄수당도 아니다. 가족인 요양보호사 당사자들조차 이를 돌봄노동에 대한 임금으로 이해하기도 하고, 부모를 돌보는 자녀에 대한 국가 지원으로 이해하기도 하는 등(양난주, 2013), 제도 정체성 자체가 모호하고 모순적이다.
이러한 모호성에 주목한 연구들은 크게 두 방향에서 가족인 요양의 성격을 탐구해왔다. 한편에서는 가족인 요양이 지닌 고유한 의미에 초점을 맞추어, 노인장기요양제도 안에서 가족돌봄이 공식적으로 인정되고 보상된다는 점에서 일반 방문요양과는 구별되는 의미가 있다고 보았다(윤태영, 2020; 이민숙, 2013; 최미선, 김서현, 2023). 다른 한편에서는 가족인 요양보호사와 비공식 가족돌봄자 사이에 돌봄부담 요인의 차이가 없다는 점을 근거로, 가족인 요양이 사실상 가족돌봄과 다르지 않다고 지적하였다(최인희 외, 2013). 더불어 가족인 요양 이용 수급자가 일반 방문요양 수급자에 비해 인지 기능과 행동변화 결과가 좋지 않다는 연구(박희두 외, 2022), 그리고 가족인 요양보호사가 '가족애와 도리'와 '노동과 보상' 사이에서 이중적 갈등을 경험한다는 연구(강동주 외, 2025)는 가족인 요양이 내포한 구조적 문제를 실증적으로 보여주었다.
젠더적 관점에서의 분석은 가족인 요양 제도의 보다 근본적인 문제를 드러낸다. 최희경(2018)은 노인장기요양보험제도가 가족돌봄에 대해 모순된 태도를 취하고 있다고 비판한다. 제도 본래의 취지인 '돌봄의 사회화'에 따라 가족돌봄을 억제하기 위해 그 보상을 최소화해놓으면서도, 동시에 가족돌봄을 제도 안에서 공식적으로 허용함으로써 저비용으로 가족 내 돌봄을 활용하는 이중적 구조를 취하고 있다는 것이다. 노인장기요양제도는 원래 돌봄서비스의 제공을 통해 가족의 돌봄 부담을 경감하고 가족 내 성별 분업을 해소하여 성평등에 기여하고자 하는 탈가족화(defamilialization) 정책으로 설계되었다(송다영, 2014; 신경아, 2011). 그러나 가족인 요양은 돌봄 책임을 다시 가족에게 귀속시키는 재가족화(refamilialization)의 기제로 작동하고 있다는 비판을 받는다(강동주 외, 2025). 이 문제는 젠더 차원에서 더욱 구체화된다. 김은정 외(2021) 연구에 따르면, 수급자의 배우자나 아들과 달리 딸이나 며느리는 자신의 자발적 선택이 아니라 다른 가족 구성원의 압력이나 요구에 의해 가족인 요양보호사 역할을 맡게 되는 경우가 많았다. 또한 마경희 외(2024)는 현행 장기요양 재가급여 체계가 사실상 가족의 역할을 전제하고 있으며, 남성 수급자는 배우자에게, 여성 수급자는 딸에게 절대적으로 의존하는 구조가 고착되면서 돌봄의 성별화가 재생산되고 있음을 밝혔다. 이처럼 가족인 요양은 성평등을 지향하는 제도의 외형 아래서 젠더불평등 구조를 오히려 강화하는 역설을 낳고 있다.
이상의 선행연구들은 가족인 요양의 성격과 문제점을 여러 각도에서 규명해왔으나, 자료 접근의 제한 등으로 인해 가족인 요양보호사를 대상으로 한 질적 연구에 상당 부분 의존해온 한계가 있다. 설문조사를 통해 이용자를 파악하려 한 경우에도 가족에 의한 대리응답 문제 등이 발생하여, 장기요양 수급자의 가족인 요양 이용에 영향을 미치는 요인이 충분히 규명되었다고 보기 어렵다. 현재 노인장기요양보험제도에서 가족인 요양은 수급자가 재가급여를 이용하는 하나의 방식으로 공식 편제된 만큼, 그 실태는 무엇보다 건강보험공단의 노인장기요양 통계에 대한 체계적 분석을 통해 밝혀질 필요가 있다.
3. 가족인 요양 이용에 영향을 미치는 요인
가. 수급자와 가족돌봄자의 관계: 배우자의 돌봄과 자녀의 돌봄
돌봄 제공자와 수급자 사이의 관계는 돌봄의 성격과 방식을 결정하는 핵심 요인이다. 돌봄은 두 사람 사이에서 성립하는 행위이기에 본질적으로 관계성을 가진다. Kittay(2016)는 인간 조건 그 자체가 의존적이기에 의존관계가 불가피하지만 돌봄이 필요한 사람만 의존하는 것이 아니라 돌봄을 제공하는 사람도 시간, 소득, 건강, 사회적 지위에서 의존 상태에 놓이게 된다는 점을 강조했다. 그런 점에서 돌봄 관계는 개인 간의 윤리(ethics)에 그치는 것이 아니라 권력관계를 내포한다(Tronto, 2013).
노년기 돌봄에서 배우자간 돌봄과 자녀에 의한 부모 돌봄은 그 동기, 구조, 의미에서 질적으로 구별된다. 배우자 돌봄은 혼인이라는 제도적 유대와 장기간의 상호 의존 속에서 형성된 강한 의무감과 호혜성(reciprocity)을 내포한다(Finch and Mason, 1993). 배우자 돌봄은 공동생활의 지속이라는 관계적 맥락 속에서 이루어지며, 배우자의 돌봄 필요를 자신의 일상과 분리하기 어려운 구조적 특성을 지닌다. 노인에게 배우자는 1차적인 돌봄자로 간주되지만 배우자간 돌봄은 상호 균형적이기보다 남성이 여성에 비해 더 많은 돌봄을 받는다(Glauber, 2017).
자녀에 의한 노부모 돌봄은 규범적 접근과 교환이론에 의한 접근으로 설명한다. 규범적 접근에서는 부모에 대해 자녀 세대가 갖는 도덕적 의무를 효(孝), 유교가족주의, 도덕 자본(moral capital)이라는 개념으로 설명한다(Silverstein, Conroy, Gans, 2012). 반면 사회교환이론(social exchange theory)은 서로가 동등한 이익을 얻어야 한다는 전제로 세대간 상호성에 의해 부모세대의 양육과 지원을 되갚는 행위로서 자녀에 의한 부모 돌봄을 설명한다(Blau, 1964).
돌봄 제공 가능성의 측면에서도 배우자와 자녀는 서로 다른 조건에 놓인다. 자녀는 독립적인 가구를 형성하고 경제활동에 종사하는 경우가 많아 돌봄 제공에 시간적·물리적 제약이 크다. 반면 배우자는 수급노인과 동거하면서 일상적 접촉과 돌봄이 자연스럽게 이루어지는 환경에 있어, 가족인 요양보호사로 등록하여 돌봄을 지속하는 유인이 크다. 게다가 현재 65세 이상인 요양보호사가 가족인 요양을 하게 되는 경우 수급자에 대한 요양인정시간이 하루 60분이 아니라 90분이 되고 한 달에 20일만 인정해주는 제한도 적용받지 않는다. 이로 인해 가족인 요양보호사의 월 급여는 두배에 가까운 차이가 발생한다. 따라서 요양보호사 연령에 따른 가족인 요양 인정시간에 대한 차등 적용은 노인부부에게 경제적 유인 효과를 가진다(양난주, 2013).
그러나 배우자를 주수발자로 하는 가족인 요양 이용이 반드시 높게 나타나지 않을 가능성도 존재한다. 배우자 돌봄의 경우 돌봄 제공자인 배우자 스스로 고령이거나 건강이 취약한 경우가 많아 요양보호사 자격 취득과 등록이라는 공식적 절차를 감당하기 어려울 수 있다. 나아가 오랫동안 가족 내에서 자연스럽게 이루어져 온 배우자 간 돌봄을 공식적인 노동 관계로 전환하는 것에 대한 심리적 저항이나 문화적 거부감도 작용할 수 있다. 가족인 요양보호사가 가족애와 도리, 노동과 보상 사이의 이중적 성격으로 혼란을 경험한다는 점(강동주 외, 2025)은 이러한 긴장을 잘 보여준다. 배우자를 돌보는 가족인 요양보호사만을 심층면담한 연구에서는 끝이 보이지 않는 돌봄 터널 등이 경험으로 도출되어 가족인 요양이라는 형식에서 배우자 돌봄이 다른 사람 도움 없이 전적인 책임을 가진 돌봄으로 이루어진다는 것을 보여준다(최미선 외, 2023).
노인장기요양 등급인정자의 주수발자인 경우 노인부부가구일 확률이 높고 반면에 주수발자가 자녀인 경우는 이미 사별을 해서 독거이거나 자녀와 동거하는 노인일 가능성이 높다. 적지 않은 선행연구에서 가족인 요양이 노인 수급자의 돌봄 선호나 필요에 의해 결정되는 것이 아니라 소득이 부족한 노인부부가구의 경제적 선택이라는 해석을 제시해왔다(김민경 외, 2018; 양난주, 2013; 양난주 외, 2020). 앞선 질적 연구나 설문조사를 통해 도출된 이러한 결과도 의미가 있지만 이 결과의 일반화 가능성과 객관성을 확보하기 위해서는 신뢰성 있는 데이터를 활용한 추가적인 분석과 검증이 이루어질 필요가 있다.
나. 수급자 성별 : 젠더화된 돌봄 규범과 돌봄 수혜의 불평등
돌봄은 젠더 중립적으로 분배되지 않는다. 누가 돌봄을 제공하고 누가 돌봄을 받는가의 문제는 사회적으로 구성된 젠더 규범과 밀접하게 연관되어 있다(Sainsbury, 2013; Tronto, 2013). 페미니스트 돌봄 연구는 돌봄이 여성의 본질적 속성이라는 이데올로기적 전제 아래 무급 돌봄노동이 여성에게 집중되어 왔음을 비판적으로 분석해 왔다(Ungerson, 2000). 이러한 젠더화된 돌봄 분업은 노인 돌봄의 영역에서도 고스란히 재생산된다. 노인장기요양보험제도가 탈가족화를 지향하면서도 낮은 보상으로 가족 내 돌봄을 활용하는 모순된 구조 속에서(최희경, 2018), 돌봄의 젠더 불평등은 제도 내에서 지속되고 있다.
노년기 돌봄 수혜의 방식에서 성별 차이는 구조적으로 나타난다. 남성 노인은 건강 악화 시 주로 배우자인 아내의 돌봄에 의존하는 반면, 여성 노인은 평균 기대수명이 길어 배우자 사망 후 홀로 생존하는 비율이 높고 자녀, 특히 딸에게 의존하는 경향이 있다(Arber and Ginn, 1995). 2023년 노인실태조사에 따르면 65세 이상 고령자의 55.2%가 배우자와만 거주하는데(강은나 외, 2023), 이 경우 노인 부부가 서로에게 의존하는 구조가 형성되며 남성 수급자의 경우 아내가 사실상 유일한 돌봄 제공자가 되는 상황이 빈번하다. 반면 여성 수급자는 배우자 없이 단독으로 거주하거나 성인 자녀와 함께 거주하는 경우가 더 많아, 돌봄 제공자의 구성이 남성 수급자와 달라진다. 동일하게 배우자 돌봄을 하더라도 여성은 대인관계 및 재정문제 등과 결합된 부담, 타인의 도움, 돌봄시간 등의 요인들로 남성보다 더 큰 돌봄 부담을 지게 된다(Swinkels et al., 2019). 노년기 돌봄에 대한 기대도 성별로 큰 차이가 확인되는데 설문조사 응답자 중 남성의 49%는 “아내가 나를 돌볼 것”이라고 답한 반면 여성의 22%만이 “남편이 나를 돌볼 것”이라고 응답했다(원다라, 2025).
이는 단순한 인구통계학적 차이를 넘어, 오랫동안 내면화된 젠더 규범—남성은 돌봄을 받는 존재, 여성은 돌봄을 제공하는 존재라는 이분법—이 노년기 돌봄 구조에 투영된 결과이다. 한국 사회에서 아내는 남편의 주수발자가 되는 것을 당연한 부부의 도리로 내면화하는 경향이 강하며(마경희 외, 2024), 이러한 규범은 노인장기요양제도 안에서도 작동한다. 실증적으로 남성 수급자는 배우자에게, 여성 수급자는 딸에게 절대적으로 의존하는 성별화된 돌봄 패턴이 확인되고 있으며(마경희 외, 2024), 딸이나 며느리는 다른 가족 구성원의 요구에 의해 가족인 요양보호사가 되는 경향이 있다는 점도 보고된다(김은정 외, 2021).
이러한 맥락에서 수급노인의 성별은 주수발자의 관계 유형을 매개하여 가족인 요양 이용 방식에 영향을 미칠 것으로 예측된다. 남성 수급노인의 경우 배우자인 아내가 가족인 요양보호사로 등록할 가능성이 상대적으로 높으며, 반면 여성 수급노인의 경우 자녀가 주수발자가 되더라도 경제활동 등의 제약으로 가족인 요양 등록이 어려울 수 있어 공식 서비스 이용으로 이어질 가능성이 상대적으로 높다. 즉, 수급노인의 성별은 가족인 요양 이용 여부를 결정하는 독립적 설명 변수임과 동시에, 주수발자와의 관계 변수와 교호작용을 통해 가족인 요양 이용 패턴을 복합적으로 형성하는 변수로 기능할 수 있다.
나아가 수급노인의 성별은 공식 서비스 이용에 대한 태도에도 영향을 미칠 수 있다. 여성 노인은 오랜 기간 돌봄 제공자로서 살아온 경험으로 인해 외부 돌봄을 수용하는 데 더 익숙할 수 있는 반면, 남성 노인은 아내가 돌봄을 제공하는 상황을 자연스럽고 당연한 것으로 받아들이는 경향이 있다. 이처럼 젠더화된 돌봄 규범은 수급노인의 서비스 선택 행동 자체에도 내면화되어 있어, 성별은 가족인 요양 이용의 구조적 결정 요인으로 작동한다.
다. 수급자의 경제적 수준: 소득계층과 돌봄 선택의 구조적 제약
돌봄 방식의 선택은 개인의 자유로운 의사결정의 결과이기보다 경제적 조건이라는 구조적 제약 속에서 이루어진다. 노인장기요양보험제도는 사회보험 방식으로 운영되지만 수급자는 소득수준에 따라 본인부담금을 부담한다. 이 비용이 저소득 수급 가구에 미치는 경제적 영향은 적지 않으며, 이는 공식 서비스 이용을 억제하고 가족 내 비공식 돌봄으로의 회귀를 촉진하는 요인으로 작용할 수 있다. 특히 노인빈곤율이 35.9%(2024년 기준)에 달하고 국민연금 수급률도 절반 수준이며 평균수령액도 약 64만원(2024년 기준)에 불과할 정도로 한국의 노후보장 수준은 낮다고 할 수 있다.
가족인 요양 이용은 이러한 경제적 제약과 긴밀하게 연결된다. 가족인 요양보호사의 임금은 방문요양기관을 통해 지급되는 방식이지만, 실질적으로는 가족 내부에서 순환되는 소득의 성격을 가진다. 즉, 저소득 수급 가구에서는 공식 서비스 본인부담금을 지출하는 대신 가족인 요양보호사 임금을 통해 가계 소득을 보완하려는 복합적 유인이 작동한다. 선행연구에서도 가족인 요양보호사 발생의 주요 요인으로 노인 가구의 경제적 필요성이 지목된 바 있으며(양난주, 2013), 수급 노인의 배우자가 경제적 이유로 가족인 요양보호사를 선택할 가능성이 높다는 점도 실증되었다(김은정 외, 2021).
비교 제도적 관점에서도 경제적 수준과 돌봄 방식의 연관성은 확인된다. CfC 연구에서는 현금급여나 가족돌봄 지원이 경제적으로 취약한 집단에서 더 높은 이용률을 보이는 경향이 있음을 지적한다(Da Roit et al., 2016). 이는 CfC가 이용자 권리 확대를 위한 제도로 포장되더라도, 실질적으로는 다양한 공식 서비스를 선택·구매할 여건을 갖추지 못한 저소득층에서 가족돌봄 의존을 강화하는 방향으로 작동한다는 비판과 맥락을 같이한다. 이용자가 원하는 다양한 서비스를 구매할 수 있는 여건이 갖추어지지 않은 상황에서 경제적 제약은 결국 수급 노인을 가족돌봄에 의존하게 만들고, 가족돌봄자에게는 사실상 돌봄을 강제하는 '강요된 이타주의'로 귀결될 위험이 있다(Hobson, Lewis and Siim, 2002).
더욱 중요한 것은 경제적 수준이 앞서 논의한 성별 및 주수발자 관계 변수와 교차하여 작동할 수 있다는 점이다. 젠더와 계층의 교차성(intersectionality) 관점에서 보면(Crenshaw, 1989), 경제적으로 취약한 남성 수급노인의 경우 배우자인 아내가 가족인 요양보호사로 등록하여 임금을 받으면서 돌봄을 수행할 유인이 더욱 강하게 작동할 수 있다. 반면 경제적으로 여유가 있는 가구에서는 공식 서비스를 충분히 이용하거나 서비스 조합을 다양화할 수 있어, 가족인 요양 방식을 선택해야 할 필요성이 상대적으로 낮아진다. 즉, 경제적 수준은 가족인 요양 이용 여부에 대한 독립적 설명력을 가질 뿐만 아니라, 성별 및 주수발자 관계 변수와의 상호작용을 통해 가족인 요양 이용 패턴을 더욱 복합적으로 구조화하는 변수로 기능한다.
결국 가족인 요양 이용은 수급노인의 성별, 주수발자와의 관계, 경제적 수준이라는 세 변수가 각각 독립적으로 작용하는 동시에 상호 교차하며 형성되는 복합적 결과물로 이해되어야 한다. 젠더화된 돌봄 규범, 가족 내 관계의 성격, 경제적 조건이 맞물려 작동하는 방식을 실증적으로 분석하는 것은, 돌봄의 사회화를 표방한 노인장기요양보험제도 안에서 실제로 어떤 구조적 힘이 작동하고 있는지를 드러내는 작업이다. 이는 제도가 의도한 탈가족화의 이상과 실제 이용 패턴 사이의 괴리를 진단하고, 보다 젠더 평등한 돌봄 구조를 설계하기 위한 정책적 논의의 출발점이 될 수 있다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 분석 자료 및 대상
본 연구에서는 가족인요양 이용에 대한 주수발자 관계, 수급노인의 성별, 소득수준의 상호작용효과를 확인한다. 이를 위해 장기요양 이용 정보와 수급노인 가족의 특성을 확인할 수 있는 국민건강보험공단 행정데이터를 분석자료로 사용하였다. 본 연구의 핵심변수인 가족인요양보호사 방식의 재가급여 이용 여부를 확인할 수 있는 맞춤형DB 방식으로 자료를 구득하였다.
[그림 1]과 같이 분석자료는 노인의 성별, 연령 등 인구사회학적 특성을 확인할 수 있는 ‘자격DB’, 장기요양 인정등급, 인정조사 시 주수발자와의 관계, 건강보험자격 구분, 본인부담금 구분, 장기요양서비스 이용 정보 등을 포함하는 ‘장기요양-신청/인정/판정DB, 청구내역DB’, 가족인요양보호사 방식 이용 여부를 확인할 수 있는 ‘가족인요양보호사DB’로 구성된다.
본 연구에서는 장기요양 인정등급을 받은 초기 시점에 누가 가족인 요양보호사 방식으로 재가급여를 이용하는지에 주목한다. 최초로 장기요양 인정등급을 받아 처음으로 재가급여를 이용하기 시작한 시점에 이루어지는 가족인요양 이용 결정에 대해 분석한다. 이에 지속적으로 재가급여를 이용해왔거나 시설과 재가를 오가는 경우에 대한 분석은 추후 연구에서 다뤄질 수 있도록 남겨두고자 한다. 그리고 장기요양 인정조사에서 배우자, 자녀 등 가족에게 주수발을 받고 있다고 응답한 노인을 대상으로, 장기요양 인정등급을 받고도 공적돌봄이 아닌 가족인요양을 선택한 이유를 확인하고자 한다. 이 연구는 행정데이터를 사용하고 있어, 배우자 유무나 자녀 유무를 정확하게 확인할 수 있는 정보가 부족한 상황이다. 이에 주수발자 변수에서 배우자 또는 자녀 등 가족에게 주수발을 받고 있는 것으로 확인되는 대상을 특정하여 분석한다. 그리고 가족인요양에 영향을 미치는 가족관계(배우자 또는 자녀), 수급노인의 성별(남성 또는 여성), 소득수준(본인부담금 면제감경 또는 일반)의 상호작용 효과를 확인하고자 한다. 건강보험자료에서 제공하는 주수발자 정보는 배우자, 자녀 등으로 제공되어, 자녀의 성별을 알 수 없다. 이에 가족인요양 제공자의 성별까지 고려한 분석은 추후 관련 데이터가 확보되는 시점에 진행될 수 있도록 남겨두고자 한다. 본 연구는 이러한 데이터의 한계에 유의하여 해석할 필요가 있다. 최종적으로 본 연구의 분석대상은 2008년부터 2019년 사이에 최초로 장기요양 인정등급을 받아 처음으로 재가급여를 이용하기 시작한 가족 내 노인 973,384명이다.5)
2. 변수의 측정
본 연구의 종속변수는 가족인요양보호사 방식의 재가급여 이용 여부로 이분변수이다. 장기요양-청구내역DB에서 확인되는 급여형태, 급여 제공 시작일 변수와 가족인요양보호사DB 정보를 활용하여 측정한다. 이용자별(pid)로 청구내역DB에서 확인되는 장기요양급여 이용 정보를 급여 제공 시작일 순으로 정렬하여, 가장 먼저 이용한 급여형태 정보를 통해 처음으로 재가급여를 이용하는 자를 특정하였다. 이 자료와 가족인요양보호사DB를 결합하여, 가족인요양보호사 방식 재가급여 이용은 1, 일반적인 방식의 재가급여 이용은 0(ref.)을 부여하였다.
독립변수인 가족주수발자와의 관계는 장기요양-신청/인정/판정DB에서 제공되는 변수로 배우자 주수발자는 1, 자녀 등 주수발자는 0(ref.)으로 한다.
조절변수는 수급노인의 성별과 장기요양급여 본인부담금 구분이다. 수급노인의 성별은 자격DB에서 제공되는 변수로 남성 1, 여성 0(ref.)으로 하였다. 장기요양급여 본인부담금 구분은 장기요양-청구내역DB에서 확인되는 변수로 면제 또는 감면 1, 일반 0(ref.)을 부여하였다.
본 연구에서는 가족인요양 이용에 대한 가족돌봄자원(배우자 또는 자녀)의 영향이 수급노인의 성별(남성 또는 여성)에 따라 다른데, 이러한 영향 관계가 소득수준(본인부담금 면제/감경 또는 일반)에 따라 달라지는지를 확인하기 위해 삼중 상호작용항(가족주수발자 관계×수급노인 성별×장기요양급여 본인부담금)의 효과를 확인한다.
장기요양 이용에 관한 문헌고찰을 바탕으로, 노인의 건강상태(장기요양인정점수, 치매증상, 장애), 인구사회학적 특성 및 환경(연령, 가족동거, 지역, 장기요양진입시기)의 영향을 통제한다. 장기요양인정점수는 장기요양-신청/인정/판정DB에서 제공하는 변수로 점수가 높을수록 중증임을 나타낸다. 인지기능상태를 반영한 치매증상은 장기요양-욕구조사DB에서 인지증 정도를 측정한 변수를 활용하여 치매증상 있음 1, 치매증상 없음 0 으로 한다. 장애는 자격DB에서 제공하는 변수로 등록장애인 1, 해당없음 0 부여한다. 연령은 자격DB에서 출생연도 변수를 확인하여 해당연도와의 차이값을 구해 측정한다. 가족동거는 장기요양-신청/인정/판정DB에서 제공하는 동거인 변수를 활용하여 가족동거 1, 가족비동거 0으로 한다. 지역은 자격DB에서 서울, 경기, 인천을 수도권 지역 0, 그 외를 비수도권 지역 1로 코딩한다. 진입시기는 최초 장기요양 인정등급을 받아 처음으로 재가급여를 이용하는 해당년도로 한다. 이를 정리하면 다음의 <표 1>과 같다.
표 1
변수 측정
| 변수 | 정의 | ||
|---|---|---|---|
| 종속변수 | 가족인요양보호사 방식 재가급여 이용 1, 일반적인 방식의 재가급여 이용 0(ref.) | ||
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| 독립변수 | 배우자 주수발자 1, 자녀 등 주수발자 0(ref.) | ||
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| 조절변수 | 남성 1, 여성 0(ref.) 장기요양급여 본인부담금 면제 또는 감경 1, 일반 0(ref.) |
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| 통제변수 | 건강 | 장기요양인정점수 | 점(높을수록 중증) |
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| 치매증상 | 치매증상 있음 1, 치매증상 없음 0(ref.) | ||
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| 장애 | 등록장애인 1, 장애없음 0(ref.) | ||
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| 인구 사회 환경 |
연령 | 세 | |
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| 가족동거 | 가족동거 1, 가족비동거 0(ref.) | ||
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| 지역 | 비수도권 1, 서울/경기/인천 0(ref.) | ||
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| 장기요양진입시기 | 최초 장기요양 인정등급받아 처음 재가급여 이용 해당년도 | ||
3. 분석 방법
본 연구에서는 2008년부터 2019년 사이에 최초 장기요양 인정등급을 받아 처음으로 재가급여를 이용하기 시작한 노인 수급자를 대상으로, 주수발자와의 관계, 수급 노인의 성별, 경제적 상황에 따른 가족인요양 이용 차이를 확인한다. 이를 위해, 기술통계 및 회귀분석을 한다. 회귀분석은 종속변수가 이분변수(0/1)일 때 사용되는 다양한 분석방법 중 선형확률모형(Linear Probability Model; LPM)을 사용한다.
통계패키지의 발달 이후, 종속변수가 이분변수일 경우에 오차의 이분산성 등 비선형성 이슈를 다룰 수 있는 로짓모형 등이 사용되고 있다(Caudill, 1988). 그러나 로짓모형 등 비선형모형에서 상호작용 효과를 확인하는 것은 문제가 있다고 지적된다(Ai & Norton, 2003). 선형모형은 설명변수의 평균적 효과를 확인하는 것으로 설명변수의 위치에 관계없이 그 효과가 동일하다. 그러나 비선형모형에서는 설명변수의 위치와 다른 공변인 값에 따라 회귀계수의 크기, 방향, 통계적 유의도가 달라질 수 있다는 것이다.
선형확률모형은 로짓모형 등 비선형모형이 등장한 이후에도 계속적으로 연구에서 사용되고 있다(Gujarati & Porter, 2009; Mood, 2010). 연구자들은 종속변수의 비선형성 문제를 해결하기 위해 로짓분석을 수행하지만, 대부분 설명변수의 영향력을 비선형적으로 해석하지 않고 평균적 효과만 보고한다. 로짓모형에서는 설명변수의 영향력을 종속변수의 “오즈비(승산비)” 변화로 설명하여 오즈비에 대한 해석이 한 차례 더 필요하다. 선형확률모형은 ‘사건이 발생할 확률’로 해석되어 상대적으로 더 쉽게 설명변수의 영향력을 설명할 수 있다는 장점이 있다(von Hippel, 2015). 평균적 효과에만 관심이 있는 것이라면, 오즈비보다 확률을 통해 보다 직관적으로 설명할 수 있는 선형확률모형을 분석방법으로 활용하는 것이 더 적절하다고 하겠다(Mood, 2010). 종속변수 사건 발생 확률이 극단적으로 많거나 적지 않다면, 선형모형과 비선형모형에서의 선형성, 이분산성, 모형적합도 등이 크게 차이나지 않는 것으로 보고된다(Hellevik, 2009; Mood, 2010; von Hippel, 2015). 특히 DeLeire(2004)는 이분 종속변수를 다루는 연구에서 상호작용 효과를 확인할 때 불편(unbiased)추정치를 구할 수 있는 방안으로 선형확률모형을 제안하고 있다.6)
본 연구에서는 이러한 논의를 바탕으로, 선형확률모형을 사용하여 이분 종속변수인 가족인요양에 영향을 미치는 가족관계(배우자 또는 자녀), 수급노인의 성별(남성 또는 여성), 소득수준(본인부담금 면제감경 또는 일반)의 상호작용 효과를 확인한다. 이상의 분석을 위해 폐쇄형 건강보험공단 분석센터에서 제공하는 SAS, Stata 통계프로그램을 사용한다.
Ⅳ. 연구 결과
1. 분석 대상 특성
2008년부터 2019년 사이에 최초로 장기요양 인정등급을 받아 처음으로 재가급여를 이용하기 시작한 가족 내 노인의 특성은 <표 2>, <표 3>과 같다.
표 2
분석 대상 특성: 최초 장기요양 재가급여 진입 시기별 가족인요양 이용 비중
(단위: %)
| 진입시점 | 전체 | 가족인요양 | 일반요양 | ||
|---|---|---|---|---|---|
| 2008 | 90,980 | 4,305 | 4.7% | 86,675 | 95.3% |
| 2009 | 89,163 | 7,306 | 8.2% | 81,857 | 91.8% |
| 2010 | 65,395 | 5,483 | 8.4% | 59,912 | 91.6% |
| 2011 | 47,448 | 3,465 | 7.3% | 43,983 | 92.7% |
| 2012 | 49,470 | 3,840 | 7.8% | 45,630 | 92.2% |
| 2013 | 63,772 | 6,817 | 10.7% | 56,955 | 89.3% |
| 2014 | 71,234 | 9,350 | 13.1% | 61,884 | 86.9% |
| 2015 | 75,982 | 12,038 | 15.8% | 63,944 | 84.2% |
| 2016 | 85,562 | 14,339 | 16.8% | 71,223 | 83.2% |
| 2017 | 96,220 | 16,652 | 17.3% | 79,568 | 82.7% |
| 2018 | 114,547 | 19,418 | 17.0% | 95,129 | 83.0% |
| 2019 | 123,611 | 19,599 | 15.9% | 104,012 | 84.1% |
표 3
분석 대상의 일반적 특성
(단위: %)
| 구분 | 가족인요양 이용 | 일반요양 이용 |
|---|---|---|
| 가족 주수발자 | ||
| 배우자 | 33.62 | 34.57 |
| 자녀 등 가족 | 66.38 | 65.43 |
| 수급 노인 성별 | ||
| 남성 | 33.88 | 32.29 |
| 여성 | 66.12 | 67.71 |
| 장기요양급여 본인부담금 | ||
| 면제 | 5.42 | 9.85 |
| 감경 | 24.21 | 16.78 |
| 일반 | 70.37 | 73.37 |
| 장기요양 인정점수(평균/sd, 점) | 60.81(.033) | 63.10(.016) |
| 장기요양 인정등급 | ||
| 1등급(중증등급) | 2.19 | 4.66 |
| 2등급 | 6.43 | 9.72 |
| 3등급 | 44.36 | 49.09 |
| 4등급 | 37.20 | 25.27 |
| 5등급 | 8.97 | 9.74 |
| 인지지원등급 | 0.86 | 1.52 |
| 치매증상 | 72.00 | 69.23 |
| 등록장애 | 35.08 | 31.78 |
| 급여 이용 노인 연령(평균/sd, 세) | 80.08(.021) | 80.64(.007) |
| 가족동거 | 87.96 | 83.92 |
| 수도권 | 42.70 | 39.15 |
| N(명,%) | 122,612(12.6%) | 850,772(87.4%) |
먼저 장기요양 재가급여 진입 시점별 가족인요양 이용 비중을 보면, 2008년 4,305명 4.7%, 2009년 7,306명 8.2%, 2010년 5,483명 8.4%, 2011년 3,465명 7.3%, 2012년 3,840명 7.8%, 2013년 6,817명 10.7%, 2014년 9,350명 13.1%, 2015년 12,038명 15.8%, 2016년 14,339명 16.8%, 2017년 16,652명 17.3%, 2018년 19,418명 17.0%, 2019년 19,599명 15.9%로, 2011년 그 비중이 약간 줄어들었지만, 그 이후로 매년 지속적으로 늘어나고 있다.
다음으로 주요 변수인 주수발자(배우자 또는 자녀), 수급 노인의 성별(남성 또는 여성), 소득 수준(본인부담금 면제감경 또는 일반) 관련 특성은 다음과 같다. 가족인요양 이용 집단에서 주수발자가 배우자인 비중은 33.62%, 일반요양 이용 집단에서 배우자가 주수발자인 비중은 34.57%로, 가족인요양 집단에서 일반요양보다 배우자 비중이 약간 작게 나타났으나 1% 이내 차이로 거의 비슷하다고 볼 수 있다. 가족인요양 이용 집단에서 수급 남성 노인의 비중은 33.88%, 일반요양 이용 집단에서 수급 남성 노인의 비중은 32.29%로, 가족인요양 집단에서 수급 남성 노인의 비중이 약간 크게 확인되었으나 이 또한 거의 비슷하게 나타났다. 가족인요양 이용 집단에서 본인부담금을 면제 또는 감경받는 비중은 29.63%, 일반요양 이용 집단에서는 26.63%로, 상대적으로 가족인요양 집단에서 본인부담금을 면제 또는 감경받는다고 응답한 수치가 높게 나타났다.
마지막으로 수급 노인의 건강상태 및 인구사회학적 특성을 보면 다음과 같다. 가족인요양 이용 집단의 평균 장기요양 인정점수는 60.81점, 일반요양 이용 집단은 63.10점으로, 가족인요양의 장기요양 필요도가 일반요양보다 낮아 상대적으로 건강상태가 나쁘지 않은 것으로 나타난다. 인정등급으로 보아도, 가족인요양 집단에서 중증등급인 1,2등급을 가진 노인이 일반요양에서보다 적은 것으로 확인된다. 그러나 치매증상이나 등록장애인 비중은 가족인요양 집단에서 더 크게 나타나, 가족인요양 집단의 노인들은 상대적으로 인지기능이 저하되고 장기요양급여 신청 이전부터 장애로 인해 돌봄이 필요한 상태였음을 짐작해볼 수 있다. 가족인요양 이용 집단의 평균 연령은 80.08세, 일반요양 집단의 평균 연령은 80.64세로, 두 집단의 연령 차이는 한 살 미만으로 크게 차이 나지 않는다고 볼 수 있다. 가족과의 동거, 수도권 거주 비중은 가족인요양 이용 집단에서 상대적으로 더 크게 나타난다.
종합하면, 가족인요양 이용 집단은 일반요양 이용 집단과 비교하면 배우자 수발 비중이나 수급 노인의 성별 비중이 유사하였으나 본인부담금을 면제 또는 감경받는 경우가 많은 것으로 나타났다. 그리고 이들의 장기요양 인정점수는 상대적으로 낮고 중증 등급을 가진 경우도 적지만, 치매증상을 가진 비율이나 등록장애 비율은 더 높다는 특징이 나타났다. 이들의 연령은 일반요양 이용 집단보다 약간 낮지만 큰 차이가 있다고 보기 어려우며, 가족동거 비율과 수도권 거주 비율은 상대적으로 더 높게 확인된다.
2. 주요 변수별 가족인요양 이용 비율
본 연구에서는 수급노인의 성별과 주수발자와의 관계(가족관계) 그리고 경제적 수준(본인부담금 면제·감경 여부)를 주요 변수로 분석하고자 한다. 가족인요양 이용에 대한 주요 변수의 영향을 분석모형에서 확인하기 전에, 각 주요 변수별 가족인요양 이용 비율을 확인하면 다음과 같다.
먼저 장기요양 수급 노인과 주수발자의 관계를 기준으로 보면, 배우자가 주수발자인 노인의 경우 12.29%가 가족인요양을 이용하고, 자녀 등이 주수발자인 노인은 12.75%가 가족인요양 이용하는 것으로 나타난다. 배우자가 장기요양 수급노인의 주수발자인 경우 가족인요양을 이용하는 비율이 상대적으로 작게 나타났지만, 그 차이가 1% 이내로 거의 비슷하다고 할 수 있다. 즉, 주수발자가 배우자이냐 자녀이냐로 나누어본 수급노인과 주수발자와의 가족관계에 따라 가족인요양 이용이 현격하게 달라지지 않는다는 것을 알 수 있다.
그러나 주수발자와의 관계와 수급노인의 성별을 조합해서 가족인요양 이용 비중을 살펴보면, 수급노인의 성별에 따라 가족인요양 비율이 상대적으로 높게 나타나는 가족관계가 확인된다(표 5 참조). 남성노인의 경우, 배우자수발자-남성노인 14.25%, 자녀수발자-남성노인 10.78%로 배우자인 아내에게 수발을 받는 경우 가족인요양 이용 비율이 높았다. 여성노인의 경우에는 반대로 자녀수발자-여성노인 13.13%, 배우자수발자-여성노인 8.82%로 자녀에게 수발을 받는 경우 가족인요양 이용 비율이 높았다.
표 5
가족관계-노인성별 조합: 가족인요양 이용 비율
(단위: %)
| 구분 | 남성노인 | 여성노인 |
|---|---|---|
| 배우자 주수발자 | 14.25 | 8.82 |
| 자녀 등 주수발자 | 10.78 | 13.13 |
마지막으로 주수발자와의 관계와 수급노인의 성별, 그리고 경제적 수준(본인부담금 감면/일반)까지 조합하여 살펴보았다(표 6 참조). 가족인요양 이용 비중이 높은 순서대로 살펴보면, 1순위는 배우자수발자-남성노인-감면 16.98%이고, 2순위는 자녀수발자-여성노인-감면 14.03%였다. 앞서 살펴본 배우자인 아내에게 수발을 받는 남성노인과 자녀에게 수발을 받는 여성노인이 장기요양급여 본인부담금을 감면받는 저소득층일 경우 가족인요양 이용 비율이 높게 나타났다.
표 6
가족관계-노인성별-소득수준 조합: 가족인요양 이용 비율
(단위: %)
| 구분 | 장기요양급여 본인부담금 감면 | 장기요양급여 본인부담금 일반 |
|---|---|---|
| 배우자 주수발자-남성노인 | 16.98 | 13.51 |
| 배우자 주수발자-여성노인 | 8.29 | 9.00 |
| 자녀 등 주수발자-남성노인 | 13.08 | 10.04 |
| 자녀 등 주수발자-여성노인 | 14.03 | 12.73 |
이러한 결과는 가족인요양 이용에 영향을 미치는 다른 변수들은 통제하지 않은 상황에서 확인한 것으로, 보다 분명한 주요 변수의 영향을 확인하기 위해서 본 분석에서는 노인의 건강상태 및 관련 요인을 통제한 상황에서 이러한 주요 변수의 영향을 확인한다.
3. 가족인요양 이용에 대한 가족관계, 수급노인성별, 소득수준의 영향 확인
<표 7>과 같이, 주효과와 상호작용효과를 확인할 수 있는 모형 M1(F=1156.04***), 통제 변수를 모두 투입한 모형 M2(F=1209.89***)을 순서대로 확인한 결과, 두 모형 모두 통계적으로 유의하였다. 모형 M1의 결과를 보면, 주효과가 모두 통계적으로 유의미하게 나타났다. 그리고 이 연구에서 확인하고자 하는 수급노인의 성별, 주수발자와의 가족관계, 경제적 수준의 삼중 상호작용의 효과 또한 통계적으로 유의미하게 나타났다. 배우자에게 수발을 받고 있는 노인이 가족인요양을 이용할 확률이 낮은데(-3.63%p), 수급노인이 남성일 경우 그러한 영향이 줄어들었다(+7.68%p). 그리고 장기요양급여의 본인부담금을 면제 또는 감경받는 경우에는, 앞서 확인한 배우자 주수발자와 가족인요양 이용의 부적관계(-)가 남성노인일 경우 완화되는(+) 상호작용효과가 더 강하게 나타났다(+2.52%p).
표 7
삼중 상호작용효과
(단위: %)
| 구분 | (M1)상호작용효과 모형 | (M2)전체 모형 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| b | (S.E.) | b | (S.E.) | |||
| 배우자 주수발자(ref.자녀 등) | -0.0363 | (0.0012) | *** | -0.0660 | (0.0012) | *** |
| 수급남성노인(ref.여성노인) | -0.0311 | (0.0012) | *** | -0.0341 | (0.0012) | *** |
| 장기요양급여 본인부담금 경감(ref.일반) | -0.0030 | (0.0009) | ** | 0.0016 | (0.0009) | |
| 주수발자×노인성별 | 0.0768 | (0.0018) | *** | 0.0824 | (0.0018) | *** |
| 주수발자×본인부담금 | -0.0177 | (0.0024) | *** | -0.0241 | (0.0023) | *** |
| 노인성별×본인부담금 | 0.0160 | (0.0025) | *** | 0.0114 | (0.0025) | *** |
| 주수발자×노인성별×본인부담금 | 0.0252 | (0.0038) | *** | 0.0288 | (0.0037) | *** |
| 장기요양 인정점수(높을수록 중증) | -0.0001 | (0.0000) | *** | |||
| 치매증상(ref. 없음) | 0.0008 | (0.0007) | ||||
| 등록장애(ref. 해당없음) | 0.0215 | (0.0007) | *** | |||
| 가족동거(ref. 가족비동거) | 0.0643 | (0.0009) | *** | |||
| 급여이용노인연령 | -0.0022 | (0.0000) | *** | |||
| 비수도권(ref. 수도권) | -0.0133 | (0.0006) | *** | |||
| 상수 | 0.0829 | (0.0015) | *** | 0.2308 | (0.0048) | *** |
| F | 1156.04*** | 1209.89*** | ||||
| N | 973,384 | 972,728 | ||||
그리고 통제변수까지 모두 포함한 모형 M2의 결과를 보면, 가족인요양 이용과 관련된 노인의 건강상태 및 관련 요인을 통제한 상황에서도 이러한 삼중 상호작용효과가 확인되었다. 자세히 보면, 배우자에게 수발을 받고 있는 노인이 가족인요양을 이용할 확률이 낮은데(-6.60%p), 수급노인이 남성일 경우 그러한 영향이 줄어들었다(+8.24%p). 그리고 장기요양급여의 본인부담금을 면제 또는 감경받는 경우, 이러한 배우자 주수발자와 가족인요양 이용의 부적관계(-)가 남성노인일 경우 완화되는(+) 상호작용효과는 더 강하게 나타났다(+2.88%p).
정리하면, 장기요양 재가급여 이용 노인의 주수발자가 배우자인 경우 가족인요양을 이용할 확률이 낮았다. 이러한 결과는 수급 노인의 성별과의 상호작용 효과를 함께 확인하면서 해석해볼 수 있다. 수급 노인의 성별에 따라 배우자 주수발자 효과가 달라졌는데, 남성 수급 노인의 경우에는 배우자인 아내에게 주수발을 받으면 상대적으로 가족인요양을 이용할 가능성이 높아졌다. 또한 남성노인이 아내에게 수발을 받는 상황에서 경제적으로도 열악한 경우라면, 낮은 가족인요양 이용 가능성이 높아지는 경향이 더 강하게 나타났다.
Ⅴ. 결론 및 논의
이 연구는 노인장기요양보험제도에서 나타나는 젠더와 계층 효과를 가족인 요양 이용에 영향을 미치는 요인 분석을 통해 밝히고자 하였다. 건강보험공단의 노인장기요양 행정데이터를 활용하여, 주수발자가 배우자인지에 따라 가족인 요양 이용이 달라지는지 확인하고, 수급노인의 성별에 따라 이러한 관계가 달라지는지 확인하였다. 또한 수급노인의 경제적 수준에 따라 그 상호작용 효과가 달라지는지 확인하기 위해 삼중 상호작용 효과를 확인하였다. 그 결과, 수급노인의 주수발자가 배우자인 경우 가족인요양을 이용할 확률이 낮은 것으로 확인되었다. 그러나 노인의 성별에 따라 그 결과는 달라졌는데, 남성노인이 배우자인 아내에게 주수발을 받는 경우 앞서 확인된 낮은 가족인 요양 이용 확률이 상대적으로 높아졌다. 또한 남성노인이 아내에게 수발을 받는 상황에서 경제적으로도 열악한 경우라면, 낮은 가족인요양 이용 확률이 높아지는 경향이 더 강하게 나타났다.
가족인 요양에 대한 선행연구들은 가족인 요양보호사에 초점을 맞추거나 가족인 요양과 일반 장기요양을 비교하는 방식으로 수행되어왔다. 이 연구에서는 젠더분석을 통해 가족인 요양 이용을 둘러싼 역동을 상세하게 드러냈다. “가족인 요양은 가난한 노부부의 경제적 선택지”(양난주, 2013)이라는 선행연구의 해석이 모든 가난한 노인부부에게 적용되지 않는다는 것을 실증하여 관련 연구를 진전시켰다. 가난한 남성수급자가 아내와 사는 경우 가족인요양을 이용할 확률이 높아지는 것이지 그 반대로 가난한 여성수급자와 남편의 경우에 적용되는 것은 아니라는 것이다. ‘노인부부’ 혹은 ‘배우자돌봄’이라는 돌봄관계와 유형은 젠더분석을 통해 남성노인이 돌봄을 수행하는가, 여성노인이 돌봄을 수행하는가로 물어져야 한다. 주돌봄자가 배우자면 자녀인 경우보다 가족인요양 이용 가능성이 낮다가 주돌봄자가 “아내”인 남성수급자에게 가족인 요양 확률이 높아진다는 결과는 노인장기요양보험제도에 젠더화된 돌봄 규범이 작동하고 있음을 보여준다.
돌봄이 여성의 일로만 간주되고, 여성이 온통 도맡아 수행하는 돌봄의 성별화는 돌봄노동의 가치저하, 여성의 경제활동과 사회참여 제한, 여성의 빈곤 등의 문제와 밀접하게 연관된다(장지연 외, 2020). 남녀 모두 “함께 일하고 함께 돌보는 사회”가 여성가족부, 저출산고령사회위원회는 물론 지방자치단체에서도 표방되고 적지 않은 돌봄정책들이 쏟아져나와도 돌봄의 탈가족화, 탈젠더화(안숙영, 2018)는 쉽지 않다. 노인장기요양보험제도를 통해 사회적으로 돌봄서비스가 제공된다는 것은 여성에게 편중된 가족돌봄을 대체하여 젠더불평등을 바로잡겠다는 의미이기도 하다. 하지만 노인장기요양제도가 가족인 요양을 허용하면서 적지않은 여성 노인들이 고령 남편의 가족인 요양보호사가 되어 제도 이전과 마찬가지로 전적으로 돌봄을 책임지게 되었다. 경제적 어려움은 이를 더욱 부추긴다. 기초생활수급자로 본인부담금이 면제되지도 않고 소득수준이 일반이용자도 못되는 차상위층의 “감면”지위를 가진 수급자는 비용 부담 때문에 급여이용보다 가족인 요양을 이용할 가능성이 높아진다(김은정 외, 2021). 이렇게 가족인 요양 결정에 수급자의 성별과 소득 수준이 영향을 미친다는 분석 결과는 현재와 같은 방식의 가족인 요양을 허용하는 것이 과연 노인장기요양제도의 목적을 달성하는 데 조응하는 것인지 의문을 갖게 한다.
노인장기요양보험제도의 목적이 거동 불편한 노인에게 돌봄을 받을 권리를 보편적으로 보장하는 것이라면 성별이나 소득과 상관없이 서비스 이용이 이루어질 수 있어야 한다. 제도 안에서 비공식 가족돌봄을 우회적인 방식으로 지원하는 가족인 요양은 기존의 가족돌봄 책임주의에서 나타났던 많은 문제를 노인장기요양보험제도 안으로 가져오고 있다. 여성이 돌봄을 도맡고, 가족돌봄 전담자가 사회적으로 고립되며 돌봄의 가치와 인정이 낮아지는 것이다.
그런데 가족인 요양에 대한 비판은 비공식 돌봄에 대한 부정과 구별해야 한다. 가족, 이웃, 친구들에 의해 제공되는 도움을 가리키는 비공식 돌봄(informal care)은 공식 돌봄서비스와 구별되며 다양한 관계에서 다양한 수준으로 돌봄을 생산하고 있다. 돌봄은 사회의 유지와 기능에 불가결한 노동이고(Kittay, 2016) 누구나 시민적 책무로 돌봄을 수행해야 한다는(Tronto, 2013) 주장들은 비공식 돌봄이 갖는 고유한 가치와 의미를 강조한다. 유럽의 장기요양에서는 비공식 돌봄자를 장기요양의 공동 생산자(co-producer)로만 보다가 점차 공동수혜자(co-client)로 인식하는 접근이 나타나고 있으며 비공식 돌봄 지원은 장기요양의 주요 정책 의제가 되었다(Schneider, Sundstrom, Johannson and Tortosa, 2016). 비공식 돌봄을 지원하는 효과적인 정책은 공식 돌봄 제공과 연계되어야 하며 돌봄정책만이 아니라 노동시장정책 등 여러 정책간 조정을 필요로 한다(Colombo et al., 2011). 이와 달리 가족인 요양은 비공식 돌봄을 공식화하여 공식 장기요양서비스 이용까지 차단한다. 가족인 요양은 보상할 때는 비공식 가족돌봄으로 간주되고, 규제할 때는 공식 방문요양으로 간주된다. 가족인 요양이라는 회색지대의 존재와 확대는 보상과 규제 두 차원에 끊임없는 혼선을 초래할 수 있다.
본 연구는 선행연구에서 주로 규범적, 담론적 수준에서 제기되던 노인장기요양보험제도의 재가족화가 성별화된 방식으로 차별적으로 작동한다는 점을 실증하여 재가족화 논의를 정교화하는데 기여했다. 또한 가족인 요양 연구의 대부분이 질적 연구나 설문조사 자료에 의존해 온 한계를 극복하고 국민건강보험공단 행정데이터를 활용하여 결과의 대표성과 일반화 가능성을 확보했다. 가족인 요양 이용 수급자의 특성을 전수 수준에서 체계적으로 분석한 최초의 연구라는 점에서 방법론적 의의를 가진다. 또한 가족인 요양 이용이 젠더규범과 계층 조건이 교차하는 구조적 제약 속에서 형성된다는 점을 입증하였다. 특히 저소득 남성 수급노인-아내 수발 조합에서 가족인 요양 확률이 가장 높다는 발견은 가족인 요양이 특정 인구집단에 집중되는 선택적 재가족화 구조를 가진다는 것을 보여준다.
이 연구의 한계는 노인수급자와 자녀 관계인 가족인 요양보호사의 젠더분석을 하지 못한 것이다. 노인장기요양 행정데이터는 장기요양 수급자의 주수발자를 독거, 배우자, 부모, 자녀(며느리,사위 포함), 손자녀, 친척, 친구·이웃, 간병인, 자원봉사자, 기타, 무응답으로 분류하여 제시하고 있다(국민건강보험공단, 2025). 배우자의 경우 수급자의 성별과 반대로 파악하여 성별 파악이 가능하지만 주수발자로서의 자녀 성별은 파악이 어렵다. 물론 우리나라에서 가사나 가족돌봄을 여성노인이건 딸이건, 며느리건 주로 여성이 담당한다는 것은 어렵지 않게 확인할 수 있다(안숙영, 2018; 장지연 외, 2020). 그럼에도 불구하고 노인장기요양통계가 성인지적으로 바뀌어 노인 수급자와 가족에 대해 성별 통계를 제공하는 것은 중요하다. 가족인 요양을 하는 자녀에 대한 젠더분석은 가족돌봄 수행만이 아니라 노동시장 참여, 그리고 중장기적인 소득보장 문제와도 관련하여 중요한 이슈로 후속 연구가 필요하다.
Notes
2024년 노인장기요양 통계에 따르면 전체 이용자 114만 725명 가운데 51%인 약 67.5만 명이 방문요양을, 20%인 약 26만 명이 요양시설을 이용하고 있다(국민건강보험공단, 2025).
2026년 기준 방문요양 급여비용: 30분 이상 17,450원, 60분 이상 25,320원 … 180분 이상 57,020원 … 240분 이상 70,080원(노인장기요양보험 홈페이지)
요양보호사의 시급은 등록한 장기요양기관에서 정하기에 가족인 요양보호사에 대한 시급도 기관마다 상이하지만 2025년 기준으로 홈페이지에 가족인 요양보호사 월임금을 공표하고 있는 기관들을 참조함.
References
국가데이터처. (2025. 12. 9.). 2025 통계로 보는 1인가구 [보도자료]. https://mods.go.kr/board.es?mid=a10301010000&bid=a103010100
국가법령정보센터. 「노인장기요양보험법」. https://www.law.go.kr/법령/노인장기요양보험법
노인장기요양보험 홈페이지. (n. d.). https://www.longtermcare.or.kr
. (2021. 11. 3.). 내 부모 돌보고 돈도 벌고 … 가족요양보호사가 되려면. 중앙일보. https://www.joongang.co.kr/article/25020634
. (2025. 5. 21.). 내가 늙고 병들면 … “아내가 돌봐줄 것” 49%, “남편이 돌봐줄 것” 22%. 한국일보. https://www.hankookilbo.com/news/article/A2025052114170005318
. (2013. 7. 4.). ‘부정수급’ 말많은 가족요양서비스. 국민일보. https://www.kmib.co.kr/article/view.asp?arcid=0007340813
. (2011. 11. 16.). 가족요양보호사 급여 반토막 “어떻게 살라고 …”. 부산일보. https://www.busan.com/view/busan/view.php?code=20111116000070
(2015). Linear vs. logistic probability models: Which is better, and when?. Statistical Horizons. https://statisticalhorizons.com/linear-vs-logistic
- 투고일Submission Date
- 2026-01-31
- 수정일Revised Date
- 2026-06-03
- 게재확정일Accepted Date
- 2026-08-19
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