1. 분석 자료 및 모형

본 연구는 한국의료패널 2014~2018년까지 5개년 자료를 이용한다. 한국의료패널은 2012년 조사부터 민영의료보험을 정액형, 실손형, 그리고 단일상품에서 정액보상과 실손보상을 모두 제공하는 혼합형 등 3개 유형으로 구분하였고, 2014년 조사에서 보험 가입과 의료이용 결정에 중요한 영향을 미치는 만성질환 개수의 조사방식을 변경하였다. 진료비가 의료이용 결정에 영향을 미친다는 점을 고려하여, 본 연구는 진료비가 체계적으로 다른 65세 이상, 장애가 있는 자, 의료급여 수급자, 건강보험 특례자(국가유공자), 건강보험 차상위 경감 대상자, 건강보험 비가입ㆍ급여정지ㆍ자격 상실자 등을 분석 대상에서 제외한다. 의료보장 유형에 따라 본인부담 진료비가 다르고 65세 이상에 대해서는 건강보험 보장률이 상이하기 때문이다. 또한, 의료이용 결정에 있어 본인의 의사결정이 중요하다는 점을 고려하여 표본을 20세 이상으로 한정하고, 주요 변수의 값이 결측인 관측치를 분석에서 제외하였다. 따라서 표본은 11,353명의 개인과 연도-개인 기준 총 43,062개의 관측치로 구성된 불균형패널자료이다.15)

민영의료보험 가입결정의 내생성 문제를 해결하기 위해 본 연구에서는 Deb & Trivedi(2006)의 분석 방법을 따른다.16) Deb & Trivedi(2006)는 보험가입과 의료이용 결정 모두에 영향을 미치는 잠재변수를 통해 보험가입 결정에서 자기선택을 유도하는 미관측 이질성을 포착함으로써 자기선택의 문제를 통제하였다.17) 즉, 의료이용뿐만 아니라 보험 가입 결정을 모형화하여 미관측 특성들의 영향을 직접적으로 통제하는 구조적 접근법을 취하였다. 동 분석 방법은 자기선택과 보험 가입에 따른 의료이용가격 변화의 효과를 분리하여 해석할 수 있다는 이점을 가진다. 또한, 종속변수가 음이항2분포(negative binomial-2 distribution)를 따른다고 가정함으로써, 외래이용횟수 또는 입원일수와 같이 과대산포(over-dispersion)를 갖는 가산자료 분석에 적합하다.18) 먼저, 개인 i의 의료이용 결정식은 다음과 같다.

$y_i^{*}$ 는 i의 의 잠재적인 의료이용량으로, 관측된 의료이용량 y_i의 잠재변수이다. x_i는 의료이용량에 영향을 미칠 수 있는 독립변수들을, d_ji는 i의 민영의료보험 유형 j 선택 여부를 나타낸다. 개인은 민영의료보험을 보유하지 않거나 (j = 0) 정액형에 가입하거나(j = 1), 실손형에 가입하거나 (j = 2), 정액형+실손형에 가입한다(j = 3). β는 추정해야 할 모수벡터를, γ₁, γ₂, γ₃는 각각 무보험 (j = 0) 대비 정액형, 실손형, 또는 정액형+실손형 가입의 효과를 나타낸다. 잠재변수 l_ji은 i의 보험선택과 의료이용 결정 모두에 영향을 미치는 개인의 미관측 특성으로, 가입유형별(j)로 상이하다. λ_j는 잠재변수 l_ji와 관련된 모수이다. 잠재적 의료이용량 $y_i^{*}$ 는 적절한 분포함수 f를 통해서 실제로 관측되는데, 여기에서는 의료이용량이 음이항2분포를 따른다고 가정한다.19) 다음으로, i가 민영의료보험 유형 j 선택함으로써 얻게 되는 잠재적 간접효용 $E{V}_{ji}^{*}$ 는 다음과 같다.

z는 외생변수로,20) 오차항 η_ij과 독립적이며 η_ij는 식 (1)의 ε_i와 독립적이다. 민영의료보험 선택 d_ji가 의료이용식에 독립변수로 포함될 뿐만 아니라 미관찰 잠재변수 l_ji가 식 (1)의 의료이용식과 식 (2)의 보험선택효용식에 모두 포함된 잠재요인구조가 구축된다. i가 보험 유형 j를 선택함으로써 얻게 되는 잠재적 효용 $E{V}_{ji}^{*}$ 는 분포함수 g를 통해서 실제로 d_ji로 관측되는데, 여기에서는 보험 가입 결정이 다항로짓분포(mixed multinomial logit distribution)를 따른다고 가정한다.21) 또한, 잠재변수 l_ji의 분포 g를 표준정규분포로 가정하고 δ_j를 1로 정규화한다. 결국, 보험 가입과 의료이용에 관한 의사결정의 결합확률분포는 다음과 같다.

식 (3)을 이용하여 최대우도함수를 극대화하는 방법으로 회귀계수 β, γ₁, γ₂, γ₃, λ, α_j, δ_j를 구할 수 있다. 양수 값의 λ_j는 보험선택에 있어 의료이용을 증가시키는 자기선택이 존재함을 의미한다. 즉, 양(+)의 선택편의가 존재하기 때문에 내생성을 통제하지 않을 경우 민영의료보험의 의료이용 효과 추정치가 과대추정될 수 있음을 의미한다.

본 분석의 종속변수는 개인의 외래이용횟수와 입원일수이다. 이는 대상자가 해당 연도 1년간 사고 또는 질병 치료를 위해 병의원을 방문한 총 횟수 또는 입원일수를 말하며, 산재보험 또는 자동차보험 적용 사고, 임신, 출산, 미용, 성형, 검진 및 예방 관리를 위한 외래이용과 입원을 포함하지 않는다. 임신, 출산으로 인한 입원은 개인의 의지에 따른 선택의 여지가 크지 않기 때문이다. 미용 및 성형 관련 방문은 건강관리 개념으로서의 의료이용으로 보기 어렵고 민영의료보험 보장 대상에 해당하지 않으므로 의료이용량 측정에서 제외하였다. 산업재해 또는 교통사고의 경우 산재보험과 자동차보험 지급 대상으로 건강보험과 실손보험이 적용되지 않으며 대부분 배상책임으로 의료이용 결정에 있어서 체계적 차이를 보이므로 의료이용량에서 제외하였다. 또한, 의료이용량 집계 대상 요양기관을 종합전문병원, 종합병원, 병원, 의원, 요양병원으로 한정하였다. 즉, 치과병의원, 한방병의원, 또는 보건의료원에서 발생한 의료이용량을 분석에 포함하지 않았다. 대부분의 치과 및 한방 진료는 민영의료보험의 보장 대상에 포함되지 않기 때문이다.

주요 설명변수는 민영의료보험의 지급 유형으로, 비가입, 정액형, 실손형, 정액형+실손형으로 구성된 다항 더미 변수이다. 보유 개수에 상관없이 정액형만을 보유하면 정액형, 실손형 또는 혼합형을 보유하고 별도의 정액형을 보유하지 않은 경우 실손형, 보유 개수에 상관없이 별도의 정액형과 함께 실손형 또는 혼합형을 보유한 경우 정액형+실손형으로 구분한다. 보험이 제공하는 의료이용의 경제적 유인과 보험회사의 인수 성향이 대체로 유사하도록 보험 가입 유형을 분류하였다. 실손형에서 실손형과 혼합형을 동일 집단으로 분류한 이유는 혼합형이라 할지라도 실손이 포함될 경우 보험회사의 인수심사가 사실상 실손형과 유사한 강도로 이루어지고 엄격한 인수심사는 가입자의 의료이용량에도 영향을 미칠 것이기 때문이다.22) 실손보상과 정액보상이 혼합된 보험상품과 정액형+실손형을 구분하는 이유는 전자는 단일보험인 반면, 후자는 정액형을 별도로 가입하기 때문에 정액형 가입에 대한 인수심사 강도가 다를 뿐만 아니라, 기본적으로 2개 이상의 민영의료보험에 가입하여 의료이용의 경제적 유인이 전자보다 클 개연성이 있기 때문이다.

x_i는 의료이용에 영향을 미치는 개인 및 가구 특성으로, 가구주 여부, 연령, 연령제곱, 배우자 유무, 성별, 교육 수준, 경제활동 상태 및 종사상지위, 만성질환 개수, 주관적 건강 상태,23) 수도권 거주 여부, 균등화 가구소득, 가구원수 등의 변수를 포함한다.24) 여기에서 가구소득을 통제하는 이유는 소득이 높을수록 의료접근성이 높을 개연성뿐만 아니라, 유병률이 낮아 의료이용 이벤트 자체가 낮을 개연성이 있기 때문이다. 저소득 가구는 상대적으로 영양 및 주거환경이 취약하여 건강 상태가 좋지 않아 의료수요 발생 가능성이 높다. 금액은 2015년 소비자물가지수로 실질화하였다.

2. 표본의 기초통계

2014~2018년 개인 단위로 구성된 패널자료의 기초통계량을 <표 1>에 제시하였다. 표본을 민영의료보험 가입상태별로 살펴보면, 비가입 12.9%, 정액형 33.3%, 실손형 15.5%, 정액형+실손형 38.4%이다. 정액형에만 가입한 개인 중 53.4%는 2개 이상의 정액형 보험에 가입하였다. 실손형 가입자의 경우 83.6%가 단 1개의 민영의료보험에 가입하였으며, 74%가 단일 보험상품에서 정액ㆍ실손 보상이 모두 이루어지는 혼합형에 가입하였다. 정액형+실손형 가입자는 모두 2개 이상의 민영의료보험을 보유하는데, 60% 이상이 3개 이상의 보험에 가입하고, 평균 3.2개의 민영의료보험을 보유한다.

민영의료보험 가입률은 35~50세, 소득5분위, 자영업자 그룹에서 가장 높게 나타난다(표 2). 연도별로 살펴보면, 2014년 83%에서 매년 증가하여 2018년 90%에 이른다(그림 1, ①). 보험 가입률의 변화를 보험유형별로 살펴보면, 정액형만을 보유한 사람의 비율은 점차 감소하고, 실손형, 특히 정액형+실손형을 보유한 사람의 비율이 현저히 증가하는 추세를 보인다(그림 1, ②). 정액형만을 보유한 사람의 비율은 2014년 38%에서 2018년 28%로 감소한 반면, 동 기간 정액형+실손형 가입자 비율은 31%에서 44%로, 실손형 가입자 비율은 14%에서 17%로 증가하였다. 질병 또는 상해로 인한 소득 상실 리스크뿐만 아니라 의료비 부담을 줄이고자 하는 보험수요가 큰 것으로 풀이할 수 된다.

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그림 1.

연도별 보험 가입률

주: 1) <표 1>과 동일함

표본의 66.6%가 지난 1년간 외래이용 경험이 있는 것으로 나타난다. 보험 가입 상태별 외래이용 경험을 살펴보면, 정액형+실손형 가입자가 70.3%로 가장 높고 비가입자가 56.8%로 가장 낮다. 평균 외래이용횟수는 7.9회이며, 정액형 가입자가 8.2회로 가장 높고 실손형 가입자가 7회로 가장 낮다. 표본의 8.1%가 입원경험이 있으며, 보험 가입 상태별로는 정액형+실손형이 9.7%로 가장 높고 비가입이 6.1%로 가장 낮다. 평균 입원일수는 정액형+실손형이 가장 높고, 실손형이 가장 낮다. 의료이용량은 <표 2>에서 보듯이 연령이 높을수록, 소득 수준이 대체로 낮을수록, 비경제활동 또는 무직자일수록 높게 나타난다.25) 외래이용횟수 및 입원일수는 50~65세, 가구소득 최하위, 무직자에서 가장 높게 나타난다. 의료이용량을 연도별로 살펴보면, 외래이용횟수 평균과 외래이용률은 분석기간 동안 대체로 증가하는 추세를 보이며, 2018년 기준 각각 8.2일, 68%이다(그림 2, ①). 입원일수 평균은 뚜렷한 추세를 보이지 않으나, 입원율은 대체로 증가하다가 2018년 다소 감소하는 경향을 보인다(그림 2, ②).

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그림 2.

연도별 의료이용량

주: 1) <표 1>과 동일함.

2) ①의 좌축은 외료이용횟수(회), 우축은 외래이용률(%)를 나타내며, ②의 좌축은 입원일수(일), 우축은 입원율(%)을 나타냄.

보험 유형에 상관없이 보험 가입집단의 가구소득, 가구원수, 가구주 비율은 비가입집단에 비해 높다. 균등화 가구소득은 평균 3,194만 원이며, 보험 가입 상태별로는 정액형+실손형이 3,455만 원으로 가장 높고 비가입이 2,649만 원으로 가장 낮다. 가구원수는 비가입에서 평균 3.4명으로 가장 적고 실손형에서 3.6명으로 가장 많다. 가구주 비율은 비가입에서 31%로 가장 낮고 정액형+실손형에서 42.8%로 가장 높다. 연령을 살펴보면, 정액형이 46.6세로 가장 높고, 실손형이 40.3세로 가장 낮다. 실손형의 경우 인수심사기준이 상대적으로 엄격하여 최근 질환이나 병원 방문 경험이 없는 저령자 위주로 보험 가입이 이루어졌을 개연성이 있고, 연령이 높을수록 실손형 가입이 어려워 정액형에라도 가입했을 가능성이 높다. 기혼자 비율은 정액형+실손형에서 78.5%로 가장 높고 비가입에서 52.8%로 가장 낮다. 남성 비율은 비가입에서 51.9%로 가장 높고 실손형에서 43.5%로 가장 낮다. 대체로 교육 수준이 개인의 소득과 밀접한 관련이 있는 만큼, 대학중퇴 이상의 비율은 정액형+실손형에서 46.5%로 가장 높고 비가입에서 38.5%로 가장 낮다. 상용직 임금근로자의 비율은 정액형+실손형에서 35%로 가장 높고 비가입자에서 26.1%로 가장 낮은 반면, 임시직 근로자 또는 비경제활동 및 무직자 비율은 비가입에서 가장 높고 정액형+실손형에서 가장 낮다. 자영업자 비율은 정액형과 정액형+실손형에서 약 17%인 반면, 비가입 또는 실손형에서는 약 12%로 상대적으로 낮다.

연령, 만성질환, 주관적 건강 상태에 대한 통계량으로부터 보험회사의 인수심사 성향과 그에 대응한 개인의 선택을 엿볼 수 있다. 전술한 바와 같이, 평균 연령은 가입자와 비가입자 통틀어 실손형에서 가장 낮고 정액형에서 가장 높다. 만성질환 개수는 실손형에서 평균 0.85개로 가장 낮고 정액형에서 1.31개로 가장 높다. 만성질환 보유 비율도 실손형에서 43.8%로 가장 낮고, 정액형에서 55.5%로 가장 높다. 마찬가지로, 주관적 건강 상태에 대한 부정적 평가도 실손형에서 가장 낮고 정액형에서 가장 높다. 실손형의 경우 인수심사기준이 상대적으로 엄격하여 최근 질환이나 병원 방문 경험이 없는 저령자 또는 건강체 위주로 보험 가입이 이루어졌을 개연성이 있다. 반면, 상대적 고령자 또는 비건강체의 경우 실손형 가입이 어렵지만, 향후 건강 상태 악화에 따른 의료비 및 소득 상실 리스크에 대비하고자 무보험 상태보다는 정액형에라도 가입한 것으로 볼 수 있다.

1. 민영의료보험이 의료이용량에 미치는 영향

민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향의 추정 결과를 <표 3>에 제시하였다. 모형 (1)~(3)은 다항로짓모형을 이용하여 비가입자를 기준으로 정액형, 실손형, 정액형+실손형 선택 가능성을 추정한 결과이고, 모형 (4)와 (5)는 각각 내생성을 통제함으로써 민영의료보험 가입 여부 및 유형이 개인의 선택이 아니라 무작위로 배정되었을 경우 민영의료보험이 외래이용횟수와 입원일수에 미치는 영향을 추정한 결과이다.

먼저, 민영의료보험 가입 여부 및 유형 선택에 대한 추정 결과를 살펴보면, 보험 유형에 상관없이 가구소득이 높을수록, 가구주일수록, 기혼일수록, 여성일수록 보험 가입 가능성이 높다. 가구원수가 많을수록 비가입보다는 정액형을 선택할 가능성이 높은 반면, 실손형 또는 정액형+실손형에서는 가입자와 비가입자 간 가구원수에 유의한 차이가 나타나지 않는다. 연령은 정액형 가입에 있어 유의한 변수가 아니지만, 실손형과 정액형+실손형에서는 유의하게 나타난다. 연령이 높을수록 실손형 가입 가능성은 낮으며, 정액형+실손형 가입은 연령에 따라 역U자 형태를 보인다. 자영업자는 상용직 임금근로자 대비 정액형+실손형 보험에 가입할 가능성이 더 높은 것으로 나타난 반면, 정액형 또는 실손형에서는 종사상지위별 유의한 차이가 나타나지 않는다. 만성질환 개수가 증가할수록 정액형과 정액형+실손형 가입 가능성은 증가하지만, 만성질환 개수와 실손형 가입 간 유의한 상관관계가 나타나지 않는다.

보험 가입 여부 및 유형과 외래이용횟수 간 관계를 살펴보면, 정액형 가입자와 비가입자 간에는 외래이용빈도에 유의한 차이가 없지만, 실손형 가입자는 비가입자에 비해 외래이용이 14.8% 더 많고, 정액형+실손형 가입자는 비가입자에 비해 외래이용이 24.9% 더 많은 것으로 나타난다. 정액형의 경우 통원의료비를 보장하지 않기 때문에 정액형 가입자와 비가입자 간 외래이용빈도에 유의한 차이가 없는 것은 자연스러운 결과이다. 보험 가입에 따른 외래이용 증가효과가 실손형보다 정액형+실손형에서 더 크게 나타나는 것은 흥미로운 지점이다. 실손형을 다수 보유하더라도 비례보상의 원칙상 중복보상되지 않고, 정액형+실손형이더라도 ‘정액형’은 통원의료비를 보장하지 않기 때문에, 가입자 입장에서는 실손형과 정액형+실손형 간 외래이용의 경제적 부담에 차이가 없다. 그럼에도 불구하고, 의료이용 증가효과가 정액형+실손형에서 더 크게 나타난 것은 더 많은 보험료를 지불한 것에 대한 일종의 보상심리가 작용한 것으로 볼 수도 있다. 한편, 정액형에서는 개인의 미관측 특성이 보험 가입과 외래이용 모두에 유의한 영향을 미치는 반면, 실손형과 정액형+실손형에서는 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타난다. 구체적으로, 정액형에서는 잠재요인 추정치(λ)가 유의하지 않게 나타나는데, 이는 정액형 가입에 영향을 미치는 미관측 특성이 외래이용횟수에는 유의한 영향을 미치지 않아, 결과적으로 정액형에서는 내생성 문제가 발생하지 않는 것으로 볼 수 있다. 실손형의 경우 잠재요인이 유의한 양수 값을 가지는데, 이는 실손형 가입뿐만 아니라 외래이용횟수를 높이는 개인의 미관측 특성이 존재하고 이러한 내생성을 통제하지 않을 경우 선택편의로 인해 실손형의 계수가 과대추정될 수 있음을 의미한다. 예를 들어, 위험회피적인 개인일수록 비가입 상태보다는 실손형 보험에 가입할 가능성이 높을 뿐만 아니라 예방 차원의 잦은 외래이용을 위해 보험에 가입할 개연성이 존재한다. 이러한 위험회피도의 영향을 통제하지 않으면 실손형보험의 영향이 과대추정될 수 있다. 보험회사 관점에서는 외래이용빈도가 높은 개인을 사전에 선별하지 못한 것으로, 실손형에서 가입자의 역선택이 존재하는 것으로 해석할 수 있다. 반면, 정액형+실손형의 경우 잠재요인이 유의한 음수 값을 가지는데, 이는 비가입 대비 정액형+실손형 가입 가능성을 높이는 개인의 미관측 특성이 외래이용빈도를 줄이는 방향으로 작용함을 의미한다. 정액형+실손형에서는 결과적으로 비가입자에 비해 외래이용을 적게 할 것으로 기대되는 개인들이 보험에 가입하는 순선택이 발생한 것으로 볼 수 있다. 위험회피적인 개인이 세심한 건강관리를 통해 평균보다 낮은 외래이용 가능성에도 불구하고 예방 차원에서 보험에 가입했거나, 외래이용과 관련하여 가입자의 역선택 방지를 위한 보험회사의 선별 인수가 ‘효과적’으로 이뤄진 것으로 해석할 수 있다. 이러한 경우 내생성을 통제하지 않으면 정액형+실손형 가입의 외래이용 증가효과가 과소추정될 수 있다. 그 외 외래이용빈도에 영향을 미치는 변수를 살펴보면, 가구원수가 작을수록, 가구주일수록, 기혼일수록, 여성일수록, 만성질환 개수가 많을수록, 주관적 건강 상태가 좋지 않을수록 외래이용이 보다 빈번한 것으로 나타난다. 외래이용횟수는 연령에 따라 U자 형태를 보인다. 대학교육을 받은 자에 비해 중학교 졸업 이하인 자의 외래이용이 보다 빈번하고, 상용직 임금근로자에 비해 비경제활동 및 무직자의 외래이용횟수가 더 많은 것으로 나타난다.

민영의료보험이 입원일수에 미치는 영향을 살펴보면, 정액형+실손형 가입자는 비가입자에 비해 입원일수가 65%가 더 많은 것으로 나타나지만, 정액형과 실손형에서는 가입자와 비가입자 간 입원일수에 유의한 차이가 나타나지 않는다. 외래이용과 달리 입원은 의료비뿐만 아니라 일시적 소득 상실을 초래하기 때문에 실손형 또는 정액형 가입자는 장기입원에 대한 비용부담이 발생할 수 있다. 직접적인 의료비용 외의 비용이 클수록, 보험의 효과, 즉 본인부담 감소로 인한 의료이용 증가효과가 나타날 가능성이 낮다. 반면 정액형+실손형 가입자의 경우 의료비는 실손형에서, 상실소득은 정액형에서 보전할 수 있고, 정액형+실손형의 경우 평균 3.2개의 보험을 가지고 있다는 점을 고려하면 초과수익을 위한 장기입원의 유인이 작용했을 가능성도 배제할 수 없다. 한편, 잠재요인 추정치는 정액형과 실손형에서 유의한 양(+)의 값을 가지나, 정액형+실손형에서는 유의하지 않은 것으로 나타난다. 정액형과 실손형 가입 가능성을 높이는 개인의 미관측 특성이 입원일수 증가에도 기여함을 의미한다. 따라서 내생성을 통제하지 않을 경우 정액형과 실손형 가입이 입원일수에 미치는 영향이 과대추정될 수 있다. 그 외 입원일수에 영향을 미치는 변수를 살펴보면, 가구원수가 작을수록, 연령이 높을수록, 교육 수준이 낮을수록, 무직자일수록, 만성질환 개수가 많을수록, 주관적 건강 상태가 나쁠수록, 수도권 비거주자일수록 입원일수가 많은 것으로 나타난다.

종합하면, 보험 가입과 의료이용량 모두에 영향을 미치는 개인의 미관측 특성을 통제하여 민영의료보험이 의료이용량에 미치는 영향만을 살펴본 결과, 정액형+실손형보험은 외래이용횟수와 입원일수에 유의한 양(+)의 영향을 미치며, 실손형은 외래이용횟수에만 유의한 양(+)의 영향을 미친다. 의료이용량 집계 대상 요양기관을 종합전문병원, 종합병원, 병의원, 요양병원으로 제한하지 않고 치과병의원, 한방병의원, 보건의료원 등을 포함할 경우 보험의 영향이 다소 크게 나타난다(부표 1). 민영의료보험에서 일부 치과 및 한방 의료서비스를 보장하기 때문으로 보인다. 또한 분석 대상을 65세 이상으로 국한할 경우에는 민영의료보험이 모든 보험 유형에서 외래이용에 영향을 미치지 않는 것으로 나타나, 민영의료보험의 영향이 65세 미만 집단과 현저히 다름을 보여준다(부표 1).

2. 민영의료보험이 의료이용량에 미치는 영향의 이질성

보험이 제공하는 의료이용가격 변화에 대한 반응도는 개인 및 가구 특성별로 상이할 수 있다. 민영의료보험 가입으로 인한 의료이용량 증가가 어느 계층에서 두드러지는지를 살펴봄으로써 민영의료보험의 역할을 간접적으로 평가할 수 있을 것으로 보인다. 또한, 손해율 악화에 따른 실손의료보험의 지속가능성에 대한 우려와 정액형 의료보험이 보험사기를 부추긴다는 문제 인식하에 보험 가입자의 의료이용행태에 영향을 줄 만한 제도 개선이 여러 차례 있었다. 이러한 제도변화로 인해 민영의료보험이 의료이용량에 미치는 영향이 점진적으로 변할 가능성이 있다. 이하에서는 소득수준별, 경제활동 상태 및 종사상지위별, 연령별, 연도별 부표본을 구성하고, 부표본별로 민영의료보험이 의료이용에 미치는 영향을 살펴보기로 한다.