가. 산업연관분석모형(한국은행, 2019)

국민건강보험의 재정투입에 의해 실시되는 간호･간병통합서비스 사업이 직간접적으로 유발하는 고용창출효과는 산업연관분석모형에 의해 추정될 수 있다. 산업연관분석모형은 산업연관표를 이용하여 사업의 경제적 파급효과를 분석하는 분석방법이다(김호영, 어승섭, 전영두, 유승훈, 2014, pp.657-658). 산업연관표란 기본적으로 최종수요에 도달하기까지의 생산의 유기적인 흐름을 다양한 산업 분야의 연관관계를 분석할 수 있도록 만들어진 표로서(Hewings, 2020, p.7), 국내에서는 1년간의 산업 간 거래관계를 행렬형식으로 기록한 통계표를 매년 한국은행에서 발간하고 있다(한국은행, 2019, p.3). 산업연관분석은 미국경제의 재화와 서비스의 흐름을 규명한 Leontief에 의하여 개발되었고(Leontief, 1936; 한국은행, 2019. pp.3-5), 산업연관분석을 통해 산업의 생산규모와 고용규모를 예측하여 정책의 실효성을 입증하는 분석기법으로 자리 잡았다. 산업연관표는 생산내역의 기준에 따라 크게 두 가지로 구분된다. 생산내역의 기준을 상품으로 두는 투입산출표와 기준을 산업으로 두는 공급사용표로 구성된다. 두가지 산업연관표는 연구의 분석목적에 의하여 다르게 사용되는데 경제적 파급효과를 분석하기 위해서는 단일 상품생산을 전제하는 투입산출표를 사용하는 것이 바람직하고, 결합 생산을 반영하는 공급사용표는 경제 현실을 반영하기 때문에 경제구조를 분석하는 연구에 적합하다(한국은행, 2014, pp.12-13). 본 연구에서는 간호간병통합서비스가 고용에 미치는 파급효과를 도출하는 것이 주요 목적이기 때문에 투입산출표를 사용하였고, 투입산출표의 가격평가 기준은 기초가격, 생산자가격, 구매자가격 중 생산자가격을 기준으로 도출된 계수를 이용하였다. 생산자기준 가격평가는 투입계수와 유발계수를 도출하는 데 있어 순생산물세를 고려하지 않아 다른 가격기준에 비해 간편하게 도출이 가능하여 현재 한국은행 투입산출표의 주거래표로 사용되고 있기 때문에 생산자가격을 기준의 계수를 연구에 사용하였다(한국은행, 2019, pp.39-40). 또한 2015년을 제외한 2016~2019년의 투입산출표는 생산자가격 기준 이외의 투입산출표가 공개되지 않아 시계열분석에서 동일한 가격기준을 사용하기 위하여 생산자가격표를 기준으로 분석하였다.

나. 생산유발계수(Leontief의 역행렬) 도출과정

산업 간의 산출을 비교하는 것을 넘어서 한 산업의 직간접적 고용효과를 추정하기 위해서는 생산유발계수를 도출하는 것이 우선과제이다(Garrett-Peltier, 2017, pp.443-444). 생산유발계수란 산업 간 연쇄작용에 의하여 나타나는 생산유발효과의 크기를 계량적으로 나타내는 것으로, 이를 통하여 산업 간의 연쇄작용에 의한 직･간접적인 파급효과를 추정할 수 있다(한국은행, 2019, pp.20-22; 권현정, 김진현, 2020, pp.3-4). 생산유발계수는 행방향으로 작성된 수급방정식을 매개변수인 투입계수행렬을 사용하여 행렬형식으로 표현한 뒤, 산출액 벡터를 기준으로 정리하여 도출한다(황운중, 이수영, 김혁황, 강영호, 2017, pp.44-46). n개의 부문으로 구성된 경제에서 i 상품 부문에 대한 수급방정식은 식 (1)과 같이 행방향으로 표현되는데, 이 방정식에 대하여 j 재화의 투입계수인 a_ij(a_ij = X_ij / X_i)를 결합하여 수급방정식을 변형하여 표현한 것이 식 (2)이다(한국은행, 2019, pp.20-22; 홍재표, 변정은, 김방룡, 2013, pp.653-656). 투입계수를 포함한 n개의 수급방정식을 행렬형식으로 표현하면 (3)과 같은 행렬식이 도출된다. 이를 X(산출액)벡터에 대하여 정리하여 도출된 것이 식 (4)이다. 식 (4)에서 산출액 벡터는 생산유발계수인 (I − A)⁻¹과 최종수요 벡터에서 수입액 벡터와 잔폐물 벡터를 차감한 (Y − M − Z)로 표현되는데, 이때 (I − A)⁻¹는 생산유발계수로 정의하며 한단위의 최종수요가 다른 산업부문에 미치는 직간접적으로 발생시키는 경제적 파급효과를 의미한다(한국은행, 2019).

이렇게 도출된 생산유발계수표는 크게 경쟁수입형 투입산출표와 비경쟁수입형 투입산출표로 구분된다. 경쟁수입형 투입산출표는 국산과 수입을 구분하지 않고 동일 산업부문의 있는 수입과 국산재화를 동일한 재화로 간주하는 것이다(홍재표, 변정은, 김방룡, 2013, pp.653-655). 경쟁수입형 투입산출표는 3가지로 구분되는데 수입과 국내생산간의 함수관계를 부정하여 수입벡터를 외생변수로 처리하는 (I − A)⁻¹형과 수입벡터를 내생변수로 취급하는 ${\left(I-A+\widehat{m}*\right)}^{-1}$ 과 ${\left[I-\left(I-\widehat{m}*\right)A\right]}^{-1}$ 가 있다. ${\left[I-\left(I-\widehat{m}*\right)A\right]}^{-1}$ 은 수입을 내생변수로 간주하지만, 수출을 별도로 취급하여 수입품이 수출에 포함되지 않도록 도출하는 생산유발계수표이다. 비경쟁수입형 투입산출표인 (I − A^d)⁻¹는 국산과 수입을 구분하여 국산거래표의 투입계수를 이용하여 생산유발계수를 도출하는 것이 특징이다(한국은행, 2019, pp.25-26). 본 연구에서는 수입과 관련이 없는 간호･간병통합서비스의 국내생산파급효과에 미치는 영향을 분석하기 위해서 비경쟁수입형 투입산출표인 (I − A^d)⁻¹를 사용하였다.

간호･간병통합서비스를 포함하고 있는 산업 범주인 보건 및 사회복지서비스업의 생산유발계수는 2015년 기준 1.727로 나타났는데, 그중 동일 산업을 제외하고 화학제품산업, 도소매 및 상품중개서비스업, 전력, 가스 및 증기산업, 금융 및 보험서비스산업에서 생산유발효과가 큰 것으로 나타났다(한국은행, 2019, p.262). 생산유발계수에 의하여 도출할 수 있는 생산유발효과는 생산을 우회할수록 상품에 대한 가공절차가 복잡할수록 높은 특성을 지닌다(정영호, 고숙자, 2005, p.62).

다. 고용창출효과 추정모형

산업연관분석모형에서 고용창출효과는 생산유발계수를 기초로 도출된 고용유발계수에 의해 추정될 수 있다. 산업연관분석을 통하여 고용창출효과를 도출하는 것은 사업간 연관관계를 파악하는 것뿐만 아니라 한 산업의 최종수요를 통해 유발되는 생산, 고용, 소득 등에 대해서 각 산업 간의 유기적인 파급관계를 파악할 수 있다는 점에서 장점이 있다(김경섭, 정상범, 2016, pp.1-2). 고용유발계수는 총고용효과를 의미하며 직접고용효과를 의미하는 고용계수에 생산유발계수를 곱함으로써 산출되고 고용유발계수에서 고용계수를 차감하여 간접고용효과를 파악할 수 있다. 본 연구에서 고용유발계수를 도출할 때 필요한 생산유발계수로 (I − A^d)⁻¹를 사용하였는데, 이는 전술한 바와 같이 국산 생산유발계수표이기 때문에 국내 경제에 미치는 파급효과를 비교적 정확히 도출할 수 있기 때문이다(한국은행, 2019, pp.20-28). 산업 i의 고용량을 L_i, 부문별 총산출액을 X_i라고 할 때 직접고용인원을 의미하는 고용계수는 l_i = Li/Xi로 산출된다. 고용계수의 대각행렬을 l이라고 할 때, 고용유발계수 행렬은 l(I − A^d)⁻¹ 로 도출되는데(권현정, 김진현, 2020, p.5), 고용유발계수는 수요가 생산을 유발하는 과정과 생산이 노동에 대한 수요를 유발하는 파급 매커니즘에 근거한 개념으로 어느 산업부문의 한 단위 생산에 직접 필요한 노동수요와 그 파급과정에서 발생하는 간접적인 노동수요를 모두 포함한다(한국은행, 2019).

$${\left(I-A^d\right)}^{-1}=\left[\begin{array}{cccc}{r}_{11}& r_{12}& \cdots & r_{1n}\\ r_{21}& r_{22}& \cdots & r_{2n}\\ ⋮& ⋮& & ⋮\\ r_{n1}& r_{n2}& \cdots & r_{nn}\end{array}\right]$$

$$\begin{array}{l}l{\left(I-A^d\right)}^{-1}\\ \left[\begin{array}{ccccc}{l}_1& 0& 0& \cdots & 0\\ 0& l_2& 0& \cdots & 0\\ ⋮& ⋮& ⋮& & ⋮\\ 0& 0& \cdots & \cdots & l_n\end{array}\right]\left[\begin{array}{cccc}{r}_{11}& r_{12}& \cdots & r_{1n}\\ r_{21}& r_{22}& \cdots & r_{2n}\\ ⋮& ⋮& & ⋮\\ r_{n1}& r_{n2}& \cdots & r_{nn}\end{array}\right]\end{array}$$

$$\begin{array}{l}l{\left(I-A^d\right)}^{-1}\\ \left[\begin{array}{cccc}{l}_1{r}_{11}& l_1{r}_{12}& \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots & l_1{r}_{1n}\\ l_2{r}_{21}& l_2{r}_{22}& \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots & l_2{r}_{2n}\\ ⋮& ⋮& & ⋮\\ l_n{r}_{2n}& l_n{r}_{n2}& \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots \cdots & {\text{l}}_n{r}_{nn}\end{array}\right]\end{array}$$

간호･간병통합서비스 사업으로 인하여 국민건강보험에서 Y^d만큼의 진료비 지출이 이루어졌을 때 직간접 고용창출 규모는 위의 고용유발계수에 의해 식 (5)과 같이 추정된다. 여기서 고용창출효과는 국민건강보험 입원진료비 10억 원당 직･간접 고용인원으로 계산된다(Miernyk, 2020, pp.29-31). 간호･간병통합서비스 사업은 여타 산업부문의 생산물을 중간재로 사용하며 다양한 산업부문과 상호연쇄적인 관계를 맺는다(권현정, 김진현, 2020, p.5). 그렇기에 단순히 간호･간병통합서비스사업에 고용된 인원 이외에 여러 산업의 고용인원에도 간접적인 영향을 미치는데 고용창출효과는 바로 이러한 산업 간 상호 의존관계를 기반으로 파급되는 다각도의 노동수요에 기반한 분석방법이다. 직접 고용창출효과는 통합서비스 사업에 참여하는 병원이 추가적으로 고용한 간호사, 간호조무사, 간병지원인력, 재활지원인력 등의 규모로서 고용계수를 의미하며 간접 고용창출효과는 동 사업이 전후방 연쇄효과를 통해 다른 산업에서 추가적으로 고용하게 된 인력 규모인데 고용유발계수에서 고용계수를 차감하여 산출한다. 여기서 고용되는 인력은 임금근로자(정규직, 비정규직 포함)만을 포함하였다. 이는 자영업자와 무급종사자를 포함하는 취업자가 아닌 고용자를 기준으로 분석한 것이며 자료원의 한계와 보수적인 추계를 위하여 고용자를 기준으로 한 고용창출효과를 추정하였다.

가. 간호･간병통합서비스 사업참여 의료기관과 병상수 추이

간호･간병통합서비스 사업에 참여하는 의료기관의 운영 현황은 국민건강보험의 매년 12월 말 기관지정 현황자료에 근거하여 분석하였다. 국민건강보험의 시범사업으로 시작된 2015년 첫해에 112개 의료기관이 참여하였으며 이후 꾸준하게 증가하여 2019년 현재 534개 의료기관이 간호･간병통합서비스 사업에 참여하는 것으로 나타났으며, 2015년 대비 참여기관수는 4.8배 높은 수준으로 연평균 성장률은 36.7%로 나타났다. 간호･간병통합서비스의 참여 병동수는 2015년 170개 병동에서 2019년 1,164개 병동으로 6.8배 증가하여, 연평균 46.9%의 증가율을 보였다. 간호･간병통합서비스 사업에 참여한 병상수는 2015년 7,443개 병상에서 2019년 49,067개 병상으로 6.6배 증가하여 연평균 45.8%의 성장률을 보여주었다.

간호･간병통합서비스 사업에 참여한 의료기관을 대상으로 간호･간병통합서비스 병동과 병상 구성비를 분석한 결과, 2019년 기준으로 참여기관 전체 병동 중 33.5%, 전체 병상 중 33.1%가 간호･간병통합서비스를 운영 중인 것으로 나타났고, 참여 병동당 평균 병상수는 42병상 내외로 조사되었다.

나. 간호･간병통합서비스 사업의 입원료와 직접 고용인력 추이

간호･간병통합서비스 사업에서 2015~2019년의 5년 동안 직접적으로 고용한 간호･간병서비스 제공 인력은 2015년 4,383명에서 2019년 37,048명으로 8.5배 증가하였다. 직종별로 살펴보면, 간호사는 2015년 3,315명에서 2019년 24,308명으로 5년간 7.3배 증가하였고, 간호조무사는 같은 기간 동안 1,068명에서 7,528명으로 7.0배 증가하였다. 또한, 병동지원인력은 2016년 1,014명에서 2019년 3,590명으로 4년간 3.5배 증가하였고, 재활지원인력은 2017년 670명에서 1,622명으로 3년간 2.4배 증가하였다. 한편, 국민건강보험의 간호･간병통합서비스 사업에 2015~2019년의 5년 동안 지출된 입원료 총액은 2015년 849억 원에서 2019년 1조 4,784억 원으로 17.4배 증가한 것으로 나타났다.

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그림 1.

간호･간병통합서비스 사업의 의료기관, 병상, 직접 고용인력 추이

가. 간호･간병통합서비스의 고용창출효과와 산업 간 비교

2019년 간호･간병통합서비스 현황자료를 기반으로 산업연관분석모형에 의해 간호･간병통합서비스 사업의 국민경제적 고용창출효과를 추정한 결과, 입원료 지출 10억 원당 직접고용(간호인력) 25.1명, 간접고용 19.7명으로 총 44.8명을 고용하는 것으로 추정되었다. 유사 산업군 중 세분류기준의 의료 및 보건업의 경우 지출 10억 원당 직접고용 6.8명, 간접고용 3.0명으로 총 9.8명이었고, 대분류기준 유사산업군인 보건 및 사회복지서비스업의 경우 직접고용 10.2명, 간접고용 2.7명으로 총 12.9명이었고, 전체 산업의 10억 원당 직접고용은 4.1명, 간접고용은 3.3명으로 총 7.4명인 것에 비해 고용창출효과가 상당히 높은 수준이었다. 간호･간병통합서비스 사업의 지출 10억 원당 간접 고용인원은 19.7명으로 간접유발률이 78.5%로 나타났다.

일반적으로 간접유발률은 서비스업에서 낮게 나타나고, 석탄 및 석유 제품, 음식료품 등과 같은 공산품에서 높게 나타난다(한국은행, 2019, p.231). 유사 산업군인 의료 및 보건업의 간접유발률이 44.5%임에 비교하면 34.0%p 높았고, 유사대분류산업인 보건 및 사회복지서비스업과 비교하였을 때 51.7%p 높은 것으로 직접고용뿐만 아니라 사업으로 인하여 연쇄적으로 유발하는 간접고용효과가 비교적 높은 것으로 나타났고 이는 전체 산업의 간접유발률보다도 0.2%p 높은 것으로 나타났다.

2019년 기준으로 연간 입원료 1조 4,784억 원이 각 산업별로 지출되었을 때 고용인원을 분석해본 결과, 간호･간병통합서비스 사업에는 66,232명이 직간접적으로 고용되는 것으로 추정되었고 의료 및 보건업은 14,488명, 보건 및 사회복지서비스업의 경우 19,071명, 전체 산업은 평균 10,940명이 고용되는 것으로 추정되었다. 동일한 재정을 투입하였을 때, 간호･간병통합서비스 사업은 유사 산업군인 의료 및 보건업 대비 4.6배, 보건 및 사회복지서비스업 대비 3.5배, 전체 산업 대비 6.1배 높은 고용창출효과가 있는 것으로 분석되었다.

나. 간호･간병통합서비스 고용창출효과의 연도별 변화 추이

간호･간병통합서비스 고용창출효과의 지난 5년간 시계열 변화 추이를 살펴보면, 2015년 총고용효과는 국민건강보험 입원료 지출 10억 원당 91.0명이었는데 이후 감소하여 2016년 62.8명, 2017년 45.1명, 2018년 45.8명, 2019년 44.8명으로 추정되어 최근에는 고용창출효과가 비교적 안정적 추세를 보여주고 있다. 그러나 2019년의 고용창출효과는 2015년에 비해 49.2% 수준으로 줄어들었는데, 주된 이유는 제도 도입 초기 대비 간호수가의 급격한 인상과 가산금 비중의 증가, 중소병원에 비해 수가가 높은 상급종합병원이 2017년 이후 적극적으로 참여한 점 등을 들 수 있다. 간접유발률은 76% 전후로 유사하거나 기존보다 높은 수치임을 고려하였을 때, 산업 간 연쇄효과의 차이보다는 전술한 바와 같이 간호･간병통합서비스 사업 내부의 변화로 인하여 도입 초기의 변동성이 컸다고 해석할 수 있다. 이러한 현상은 유사산업군인 의료 및 보건업, 보건 및 사회복지서비스업에서도 나타나고 있는 현상이다. 의료 및 보건업의 직접고용효과를 의미하는 계수인 고용계수는 2015년 8.3에서 2019년 6.8으로 75.9% 수준으로 하락하였다. 이는 보건 및 사회복지서비스업과 전체 산업에서도 유사하게 고용계수는 시간이 지남에 따라 하락하는 추세를 보였다. 고용계수가 감소하였다는 것은 동일한 산출액이 지출되었을 때 직접고용된 인원이 감소함을 의미한다. 이는 1인을 고용하는데 소요되는 인건비가 증가하거나 총예산에서 인건비의 비중이 감소한 것으로 해석될 수 있다.

실제로 지난 5년간 간호･간병통합서비스는 다양한 가산제도와 인센티브제도의 도입으로 인해 동일한 간호사 배치 수준에 대한 간호･간병 수가가 2015~2019년의 5년 동안 1.5~1.8배 증가한 것으로 나타났다(국민건강보험공단, 2015; 국민건강보험공단, 2016; 국민건강보험공단, 2018; 국민건강보험공단, 2020c). 실제로 간호사 배치 수준 1:7, 간호조무사 배치 수준 1:30인 상급종합병원의 간호･간병료(AV101)는 2015년 50,420원에서 2020년 1월 84,180원으로 1.7배 증가하였다. 이처럼 2015년 존재했던 수가는 2018년 4월 수가변경을 기준으로 2020년 현재 최소 1.5배에서 최대 1.8배로 증가한 것으로 나타났다. 의료취약지 가산, 내과/소아과/정신과 진료과목 가산, 야간전담 가산 등 다양한 가산제도의 도입과 성과인센티브제 도입은 간호인력 인건비를 증가시키는 요인으로 작용하였거나 혹은 의료기관에 지급되는 가산금과 인센티브 지급액의 비중이 증가하여 전체 입원료 지출액에서 인건비 비중이 감소하여 총고용효과를 하락시킨 것으로 추정된다. 따라서, 현재 시점에서 간호･간병통합서비스 사업의 고용창출효과는 다른 산업에 비해 상대적으로 매우 높으나 향후 사업이 지속적으로 확대되면서 간호인력의 수급에 문제가 발생하고, 인건비가 상승할 경우 고용창출효과는 감소할 가능성이 있다.