1. 미충족 의료

미충족 의료는 대상자가 원하거나 의료전문가의 기준으로 필요하다고 판단되었으나 대상자가 의료서비스를 받지 못한 경우를 의미하며(김윤정 외, 2018), 보건의료서비스 접근성의 지표로 사용된다. 미충족 의료는 증상의 완화뿐 아니라 질병의 예방 및 치료에도 영향을 미칠 수 있다는 점에서 삶의 질을 결정하는 중요한 요소라고 볼 수 있다. 미충족 의료는 판단 주체에 따라 크게 주관적인 미충족 의료와 객관적인 미충족 의료로 나뉘는데, 주관적 미충족 의료는 환자의 입장에서 판단한 것으로 대다수의 미충족 의료 연구가 이 개념을 사용하고 있다. 객관적인 미충족 의료는 의료전문가의 판단으로, 환자 판단에 존재하는 주관성이라는 한계점을 보완할 수 있으나 아쉽게도 대표성을 가지는 자료를 확보하기 어렵다(우세린 외, 2020, p. 596).

지금까지의 미충족 의료 연구는 노인, 장애인, 특정 질병의 환자 등 특정 집단을 대상으로 미충족 의료와 관련된 요인을 분석하거나, 주관적인 의료서비스의 질적 수준이나 고용 형태 등 특정 요인과 미충족 의료와의 관련성을 분석하는 것에 집중해 왔다. 그러나 1인 가구의 미충족 의료를 다룬 연구는 상대적으로 많지 않았다. 채현주와 김미종(2020)은 1인 가구의 성별에 따른 미충족 의료 영향요인의 차이를 분석하였다. 성별과 관계없이 대다수가 시간 문제로 인해 미충족 의료를 경험하였으며, 특히 남성은 증상이 가벼움, 여성은 경제적인 이유로 미충족 의료를 경험한 것으로 나타났다. 남성의 경우 주관적인 건강 인지, 치과 미충족 의료 여부, 자살 생각 여부에 따라 미충족 의료의 경험에 통계적으로 유의한 차이가 존재하였으며, 여성의 경우 주관적인 건강 인지, 건강검진 여부, 치과 미충족 의료, 우울감, 스트레스 인지, 자살 생각에 따라 미충족 의료의 경험에 통계적으로 유의한 차이가 존재하였다. 김윤정 외(2018)는 1인 가구와 다인 가구 간 미충족 의료 관련 요인의 차이를 분석하였으며, 1인 가구는 노년기에서 교육 수준이 낮을수록, 혼인이 종결된 상태이며 소득수준이 낮을수록, 민간보험에 가입하지 않고, 주관적인 건강 상태가 나쁠수록 미충족 의료를 경험할 가능성이 큰 것을 확인한 바 있다.

2. 앤더슨 행동 모형

앤더슨 행동 모형은 사람들이 의료서비스를 왜, 어떻게 이용하는지 이해하고, 보건의료서비스의 이용에 대한 접근성의 공평함을 측정하기 위해 고안되었다(Andersen & Newman, 2005). 앤더슨 행동 모형은 독립변수들을 범주화하여 분석에 사용하므로 개인의 의료서비스 이용에 개인의 어떠한 요인이 영향을 미치는지 밝히는 데 유용하게 쓰일 수 있다. 미충족 의료와 관련해서 특히 앤더슨의 행동 모형을 분석 틀로써 사용한 연구가 많은데(김광묘, 김창엽, 2020), 이는 많은 연구에서 요인 분류의 타당성이 입증되었을 뿐 아니라 개인의 내적 요인, 외적 요인을 모두 고려할 수 있다는 점에서 유용하기 때문이다(이동명, 박종두, 2011).

앤더슨의 행동 모형은 행동을 발생시키는 세 가지 요인으로 소인 요인(predisposing factors)과 가능 요인(enabling factors), 필요 요인(need factors)을 제시한다. 소인 요인은 개인의 의사와 관계없이 존재하는 개인의 특성으로 나이, 성별, 교육 수준, 혼인 여부 등을 포함한다. 가능 요인은 의료서비스 이용을 가능케 하는 요소로서, 소득이나 거주 지역, 보험 가입 여부 등을 포함하며, 필요 요인은 직접적으로 의료수요를 발생시키는 요소로 장애, 만성질환, 우울증, 삶의 질 등을 포함한다.

우세린 외(2020)는 앤더슨 행동 모형의 변수들을 통제변수로 설정하여, 고용 형태가 미충족 의료 경험에 미치는 영향을 분석하였다. 연구 결과, 정규직과 비교하였을 때 남성은 비정규직, 자영업자, 무급가족종사자인 경우 미충족 의료를 경험할 가능성이 큰 것으로 나타났으며, 여성의 경우, 정규직에 비해 비정규직이 미충족 의료를 경험할 확률이 통계적으로 유의하게 낮은 것으로 밝혀졌다. 앤더슨 행동 모형을 활용하여 여성 노인의 미충족 의료를 분석한 박숙경(2022)의 연구에 따르면, 소인 요인 중 연령이 높을수록, 배우자가 없거나 혼자 사는 경우, 가능 요인 중 농어촌에 거주하는 경우, 기초생활수급자인 경우, 필요 요인 중 스트레스를 인지하고, 주관적 건강 상태가 좋지 않은 경우 미충족 의료를 경험할 가능성이 통계적으로 유의하게 높은 것으로 나타났다. 이수진과 김서현(2023)은 앤더슨 행동 모형을 기반으로 성인의 미충족 의료 영향요인을 탐색하였다. 이들에 따르면, 소인 요인과 관련하여 남성일 때, 최종 학력이 무학인 것에 비해 초등학교 졸업에서, 미혼보다 기혼 및 이혼, 사별, 배우자와 거주하는 경우, 가능 요인 중 가구소득이 100만 원 이상인 경우, 무직이거나 기타 업종이 아닌 경우, 도시에 거주하는 경우, 필요 요인 중 당뇨병과 고혈압을 진단받은 경우 미충족 의료를 경험할 가능성이 통계적으로 유의하게 낮았다. 기존 연구를 종합해 보았을 때, 소인 요인에서 여성일 때, 연령이 높을 때, 미(비)혼일 때, 교육 수준이 낮을 때, 가능 요인 중 고용 형태가 무직 등 불안정한 경우, 가구 소득이 낮은 경우, 농어촌에 거주하는 경우 미충족 의료를 경험할 가능성이 크다고 할 수 있다.

Andersen & Newman(2005, p. 16)은 가구의 자원 외에 거주하는 지역의 의료 공급량 등 지역 수준의 변수도 가능 요인에 속한다고 밝혔으나, 앤더슨 행동 모형을 사용한 대부분의 기존 연구에서는 지역 수준의 변수를 깊이 있게 분석하고 있지 않다(김광묘, 김창엽, 2020; 박숙경, 2022; 신숙, 이원재, 2022; 박민정, 2014; 박선주, 이원재, 2017; 손미선, 2022; 한상윤, 남석인, 2021; 김보름 외, 2020; 박현섭, 홍성애, 2021). 그러나 1인 가구의 주된 특징은 가족으로부터 독립하여 혼자 생활하므로 가족의 자원으로부터 멀어져 있다는 점이다. 이로 인해 1인 가구의 건강은 무엇보다 지역사회의 자원에 의해 좌우될 수 있으며, 지역사회 자원의 크기에 따라 미충족 의료를 경험할 가능성이 달라질 수 있음을 고려해야 한다.

3. 지역사회의 파편화와 의료 이용의 도농 격차

다수의 연구는 지역 내 커뮤니티 혹은 타인과 연결된 수준이 개인의 건강 수준에 큰 영향을 미치고 있음을 밝히고 있다(Bryant et al., 2009, p. 26). 박경순과 박영란(2016)의 연구에서는 사회적 연결의 강도가 농촌 노인의 건강에 성별과 관계없이 통계적으로 유의하게 긍정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 천의영(2010)의 연구에서는 사회적 연결이 확대형 집단에 속한 노인일수록 건강 점수가 높은 것으로 나타났다. Putnam(2009)은 응집력이 강한 공동체에 속해 있는 개인의 경우 건강에서의 혜택을 얻을 수 있고, 사회적 네트워크를 통해 의료서비스 이용에 있어 가시적인 도움을 받을 수 있다고 밝혔으며, Hendryx 외(2002)는 사회적 자본이 잘 형성된 지역에 거주하는 주민은 의료접근성과 관련된 문제를 겪을 위험이 낮다고 밝혔다. 이는 주변인들이 의료 정보를 제공하거나 건강 문제를 먼저 발견해 주고, 병원으로의 이동을 도와주는(Laporte et al., 2008, p. 395) 등 다양한 방식의 지원을 통해 개인의 건강과 의료접근성을 향상하는 역할을 하기 때문일 수 있다.

지역 내 1인 가구 비율이 증가하면 지역 내의 개인화와 개별화, 사회구성원의 고립과 단절이 나타날 뿐만 아니라(이명진, 2019, p. 17), 사회적 자본의 형성 또한 지체되기 쉽다(Putnam, 2009)는 점에서 지역사회의 1인 가구 비율을 지역사회의 파편화의 척도로써 활용할 수 있다. 이와 더불어 1인 가구 비율이 의료수요 및 의료이용에 미치는 영향은 지역의 농어촌 여부에 따라 달라질 수 있다. 2022년 4분기를 기준으로 농어촌의 1인 가구 연령은 50세 이상이 72.8%, 65세 이상이 42.7%로 노령 인구가 다수를 차지하고 있는데(김태완 외, 2023), 이들은 소득수준이 상대적으로 낮고 도시와 비교하여 의료 및 교통 인프라가 부족하기에 의료서비스를 이용하고자 할 때 더 많은 자원이 필요하다. 실제로 자녀의 지원이나 이웃과의 교류가 농어촌 노인의 의료이용에 상당한 영향을 미치는 것으로 보고되었으며(Chi & Han, 2022), 도시 노인이 자녀와의 접촉 빈도가 높은 것에 반해, 농어촌의 노인은 이웃과의 접촉 빈도가 높았다(박경순, 박영란, 2016). 이러한 연구 결과는 농어촌의 1인 가구 비율이 의료이용에 대해 도시의 1인 가구 비율과는 다른 영향을 미칠 수 있음을 시사한다.

4. 분석 계획

기존의 연구를 종합해 보면, 첫째, 1인 가구가 건강과 의료에 부정적인 제약에 노출될 수 있는 상황임에도 불구하고 1인 가구의 미충족 의료 연구는 상대적으로 많이 이루어지지 않았다. 이에 따라 본 연구는 1인 가구만을 대상으로 하여 1인 가구의 미충족 의료수요의 결정요인을 밝히고자 한다.

둘째, 미충족 의료수요는 의료수요가 먼저 발생하고, 그 수요가 충족되지 못하는 경우를 의미한다. 그러나 기존 연구에서는 서로 다른 두 과정이 명확히 나뉘어 분석되지 않았다. 그 결과, 미충족 의료수요를 보고하지 않은 집단 속에 (1) 의료수요가 애초에 발생하지 않은 집단과 (2) 의료수요가 발생하였으나 적절히 충족된 집단이 뒤섞이는 문제가 남아있었다. 이러한 문제는 ‘동일한’ 의료수요에 따른 미충족 의료수요의 차이를 분석하고자 하는 연구 목적의 달성을 저해할 수 있다. 따라서 본 연구에서는 필요한 의료서비스를 실제 이용할 수 있었는지 여부를 분석하기 이전에, 의료수요의 발생 자체를 먼저 분석하는 2단계 모형(two-stage model)을 통해 접근하고자 한다.

셋째, 기존 연구에서 지역 수준의 변수가 충분히 고려되지 않았다. 특히 지역 내의 의료 공급량은 의료서비스 접근성의 가장 대표적인 척도임에도 불구하고 이를 살펴본 연구는 존재하지 않았다. 따라서 시·군·구 단위의 천 명당 1차 병원 수와 천 명당 의료인 수를 함께 투입하여 의료 공급량이 개인의 건강과 의료이용에 미치는 영향을 파악하고자 한다.

끝으로 (1) 지역 내의 커뮤니티에 연결된 강도가 강할수록 더 건강하고 미충족 의료수요를 경험할 확률이 낮으며, (2) 이러한 지역사회 파편화의 효과가 도농 여부에 따라 상이할 것이라는 가설을 세울 수 있다. 이 연구에서는 시·군·구 단위로 측정된 1인 가구비와 농어촌 여부의 상호작용항을 지역 변수로 투입하여 개인을 둘러싼 사회적인 환경이 의료수요와 미충족 의료에 어떠한 영향을 미치는지 확인해 볼 것이다.

1. 연구 모형

미충족 의료수요는 본질적으로 (1) 의료수요의 발생과 (2) 발생한 의료수요의 미충족이라는 두 단계에 걸쳐 발생한다. 이때 의료수요가 발생한 집단만이 자료에서 미충족 여부를 드러낼 수 있다는 점을 고려하면 추정이 이루어지는 모집단을 신중하게 설정해야 한다. 일단 의료수요가 발생한 표본을 대상으로 미충족 의료수요의 발생 여부를 조사한다면, 처음부터 의료수요가 발생하지 않은 집단은 분석에서 당연히 배제되기 때문이다. 이렇게 얻어진 추정량은 선택 편의(selection bias)로 왜곡될 위험이 있으므로 전체 (잠재적) 의료수요자에 대하여 일반화할 수 없다.

이에 따라 본 연구에서는 우선 의료수요의 발생을 모형화하고, 그 다음으로 미충족 여부를 모형화하는 2단계 모형을 채택하였다. 이 방식에서는 의료수요의 발생을 설명하는 선택 방정식(selection equation)과 미충족 여부를 설명하는 모형 방정식(model equation)을 각각 아래와 같이 설정한다.

이때 의료수요의 발생은 잠재변수 d^*로 모형화되고, 미충족 여부는 잠재변수 y^*로 모형화된다. 두 잠재변수가 각각 0보다 크면 관찰된 값 1, 그렇지 않다면 0에 대응한다. μ와 ∈은 평균이 0, 표준편차가 1인 이변량 정규분포(bivariate normal distribution)한다고 가정하고, 두 오차항의 상관계수 ρ를 아래 로그우도함수에 포함하며 수치해석으로 회귀계수를 얻으므로 표본선택이 있는 프로빗 모형(probit model with sample selection)이 된다. 네덜란드의 본인부담제 건강보험 선택을 연구한 van de Ven과 van Praag (1981)의 선택 방정식과 모형 방정식 그리고 로그우도함수 도출을 참고하였다.

만일 ρ = 0이라는 영가설을 기각할 수 없으면 선택 방정식 없는 단순 프로빗 모형으로 환원되고, 반대로 그러한 영가설을 기각할 수 있으면 단순 프로빗 모형은 무시할 수 없는 선택 편의가 있음을 시사한다. 그런데 모형의 식별(identification)을 위해서는 선택 방정식에 모형 방정식에 포함되어 있지 않은 공변량을 하나 이상 추가로 투입해야 한다. 이에 본 연구에서는 앤더슨 행동 모형의 이론적 취지에 근거하여 소인 요인과 가능 요인 위에 필요 요인에 해당하는 공변량을 선택 방정식에 투입하였다. 기존 연구에서는 의료수요를 고려하기 위하여 필요 요인을 투입하고 해석해 왔으나, 본 연구는 필요 요인을 의료수요 발생의 결정요인 차원으로 해석하였기에 필요 요인은 선택 방정식에만 투입하였다.

기존의 분석 방식에서는 의료수요의 발생 여부 단계와 (그 이후) 미충족 여부 단계의 회귀계수를 별개로 파악하지 않아 그 효과가 혼합적으로 추정된다. 가령 특정 변수가 의료수요와는 긍정적(+)으로 연관되고, 미충족 의료수요와는 부정적(-)으로 연관된다면, 기존 분석 방식을 통해서는 오로지 두 효과가 상쇄된 회귀계수를 얻게 된다. 이 연구에서는 보다 구체적으로 의료수요 발생 여부 단계와 미충족 여부 단계를 나누어 독립변수의 상이한 효과를 파악하고자 하였다. 연구모형은 [그림 1]과 같이 설정하였다.

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그림 1

2단계 회귀모형

2. 연구 자료 및 연구 대상

본 연구는 질병관리청의 2022년 지역사회건강조사 자료를 사용하였다. 지역사회건강조사는 ^「지역보건법_」 제4조(지역사회 건강실태조사) 및 동법시행령 제2조(지역사회 건강실태조사 방법 및 내용)에 따라 보건의료계획의 기반이 되는 지역건강통계를 생산하는 것을 목적으로 매년 만19세 이상 성인을 대상으로 시행되고 있다. 표본 지점은 통•반/리 내의 주택유형별 가구 수를 기준으로 확률비례계통추출을 통해 추출되었으며, 표본 가구는 표본 지점으로 선정된 가구 수를 통해 계통추출로써 추출되었다. 연구 대상은 전체 231,785명 중 “세대 유형은 다음 중 무엇에 해당합니까?”에 1인 가구라고 응답한 41,462명으로 하였다.

3. 변수의 측정

1. 연구 대상자의 인구사회학적 특성

연구 대상자의 특성은 <표 1>과 같다. 남성이 39.9%, 여성이 60.1%로 여성이 더 많았으며, 학력은 초등학교 졸업, 고등학교 졸업이 각각 24.1%(9,982명), 23.5%(9,744명)로 가장 많았다. 직업의 경우 ‘무직’에 해당하는 경우가 44.3%(18,365명)로 가장 많았으며, ‘기능단순노무직/기타’가 23.2%(9,612명), ‘판매서비스직’이 10.5%(4,352명), ‘전문행정관리’가 9.2%(3,806명), ‘농림어업’이 6.6%(2,735명), ‘사무직’이 6.2%(2,586명) 순으로 나타났다. 연령대는 60세 이상 70세 미만이 42.25%(17,518명)로 가장 많았고, 그 다음 40세 이상 60세 미만이 21.58%(8,948명)로 많았다. 경제활동을 하는 경우가 55.7%(23,095명), 경제활동을 하지 않는 경우가 44.3%(18,365명)이었으며, 11.9%(4,945명)가 기초생활수급자인 것으로 나타났다. 지난 1년간 21%(8,684명)가 소득이 줄어들었다고 응답하였으며, 11.8%(4,875명)가 소득이 증가했다고 밝혔다. 대상자의 49.1%(21,107명)는 ‘읍/면’ 지역에 거주하고 있으며, 만성질환과 관련하여 16.8%(6,962명)가 당뇨, 39.8%(16,502명)가 고혈압을 진단받은 것으로 나타났다.

2. 의료수요와 미충족 의료 영향 요인

가. 의료수요의 발생

의료수요에 대한 선택 방정식의 결과는 <표 2>의 좌측 열에서 확인할 수 있다. 표본선택 프로빗 회귀 분석 결과, 소인 요인에서는 연령, 성별, 교육 수준, 혼인 여부가, 가능 요인에서는 가구 소득과 지난 1년간 소득의 증가, 1,000명당 의료인 수, 지역 내 1인 가구비와 농어촌 여부의 상호작용항이, 필요 요인에서는 만성질환 보유 여부와 삶의 질, 우울, 스트레스, 주관적인 건강 수준이 통계적으로 유의한 변수로 확인되었다.

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표 2

의료수요 및 미충족 의료 영향 요인

	선택 방정식 (의료수요 발생)		모형 방정식 (미충족 의료수요 발생)
	회귀계수	표준오차	회귀계수	표준오차
소인 요인
연령 < 40			(기준 집단)
40 ≤ 연령 < 60	0.231***	(0.034)	-0.187***	(0.032)
60 ≤ 연령 < 80	0.529***	(0.043)	-0.473***	(0.038)
80 ≤ 연령	0.443***	(0.065)	-0.528***	(0.050)
여성	0.212***	(0.028)	-0.113***	(0.025)
교육수준	0.029*	(0.012)	-0.024*	(0.010)
직업: 전문행정관리	0.009	(0.047)	0.115*	(0.045)
직업: 사무직	0.062	(0.053)	0.038	(0.050)
직업: 판매서비스직	0.034	(0.047)	0.098*	(0.042)
직업: 농림어업	0.100	(0.061)	0.074	(0.051)
직업: 기능단순노무직/기타	0.029	(0.039)	0.073*	(0.033)
직업: 무직			(기준 집단)
기혼	0.154*	(0.067)	-0.231***	(0.062)
가능 요인
로그 연평균 가구소득	0.058***	(0.013)	-0.080***	(0.011)
지난 1년간 소득 증가: 감소	-0.044	(0.031)	0.143***	(0.028)
지난 1년간 소득 증가: 불변			(기준 집단)
지난 1년간 소득 증가: 증가	-0.147***	(0.036)	0.172***	(0.033)
기초생활 수급자	0.024	(0.052)	0.141***	(0.036)
1차 병원 수	0.093	(0.058)	-0.122*	(0.053)
1,000명당 의료인 수	0.025*	(0.013)	-0.026*	(0.012)
지역 내 1인 가구 비율 (A)	0.635**	(0.206)	-0.582**	(0.190)
농어촌 거주 (B)	0.640*	(0.267)	-0.712**	(0.250)
A ˟ B	-1.744**	(0.568)	1.743***	(0.521)
필요 요인
당뇨 진단받음	0.100*	(0.040)
고혈압 진단받음	0.132***	(0.030)
삶의 질 지수(EQ-5D)	-1.945***	(0.170)
우울증 지수(PHQ-9)	0.020***	(0.004)
스트레스 수준	0.084***	(0.016)
주관적인 건강 수준	-0.118***	(0.016)
흡연자	-0.005	(0.022)
연간 음주 빈도	-0.001	(0.004)
상수	1.933***	(0.236)	0.158	(0.130)
정보통계량
사례수	40992
로그 유사우도	-3089414
아카이케 정보기준	6178929.41
atanh(ρ)	-2.286***		(0.152)
왈드 검정(H0 : ρ=0)	226.79***		(<0.001)

주: 양측검정 결과임. 강건한 표준오차(robust standard errors)를 보고하였음.

^* p<0.05, ^**p<0.01, ^***p<0.001

기준 집단으로 설정한 20세 이상 40세 미만의 연령대에서 의료수요 경험 확률이 가장 낮았으며, 60세 이상 80세 미만의 연령대의 의료수요 경험 확률이 가장 높았다. 여성이 남성보다 의료수요를 더 많이 경험하였으며, 교육 수준과 소득이 높을수록 의료수요가 더 많이 발생하였다. 기혼인 경우, 미혼보다 의료수요를 경험할 확률이 더 높았다.

작년과 소득이 동일한 경우와 비교하였을 때 소득이 증가한 경우 의료수요를 적게 경험하는 것으로 나타났으며, 지역 수준에서 1,000명당 의료인 수가 많을 때 의료수요를 더 경험하는 것으로 나타났다. 거주 지역의 농어촌 여부와 1인 가구비의 상호작용이 의료수요에 미치는 영향은 [그림 2]와 같다.

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그림 2

거주 지역의 1인 가구비와 농어촌 여부가 의료수요에 미치는 영향

농어촌의 경우, 전반적으로 의료수요를 경험할 확률이 높으나, 지역사회의 1인 가구비가 증가할수록 그 확률이 감소하는 반면, 도시의 경우 반대로 의료수요를 경험할 확률이 낮으나 지역사회의 1인 가구비가 증가할 때 그 확률도 함께 증가하는 것으로 나타났다. 이때 1인 가구비가 40% 이상인 영역에서는 델타 방법(delta method)으로 추정된 95% 신뢰구간이 서로 중첩되어 있으므로 해석에 주의를 요한다. 보다 구체적으로, 1인 가구비가 40% 이내의 시•군•구에 거주하고 있을 때 농어촌과 도시에서 의료수요 발생에 차이가 없다는 가설은 통계적으로 유의하게 기각될 수 있다. 그러므로 본 연구의 표본에 따르면 1인 가구비가 40% 이하인 경우까지 의료수요의 경험과 관련하여 도농 간 차이가 있음을 확인하였다.

당뇨와 고혈압을 진단받은 사람이 의료수요를 경험할 확률이 상대적으로 높았다. 삶의 질 지수와 주관적 건강 수준이 높을수록 의료수요를 경험할 확률이 낮아지는 반면, 우울증 지수와 스트레스 수준이 높을수록 의료수요를 경험할 확률은 높아졌다.

나. 미충족 의료수요의 발생

미충족 의료수요에 대한 모형 방정식의 결과는 <표 2>의 우측 열에서 확인할 수 있다. 표본선택 프로빗 회귀 분석 결과, 연령, 성별, 교육 수준, 직업 중 전문행정관리, 판매서비스직, 기능단순노무직/기타, 기혼, 가구 소득과 지난 1년 간 가구 소득의 증감, 기초생활수급자 여부, 1차 병원 수와 천 명당 의료인 수, 역 내 1인 가구비와 농어촌 여부의 상호작용항이 통계적으로 유의한 변수였다.

(기준 집단으로 설정한) 20세 이상 40세 미만의 연령대의 경우 미충족 의료수요를 가장 많이 경험하는 것으로 나타났으며, 연령대가 높아짐에 따라 미충족 의료수요를 경험할 확률은 감소하였다. 여성과 교육 수준이 높은 이들은 미충족 의료수요를 덜 경험하였다. 무직과 비교하였을 때, 전문행정관리, 판매서비스직, 기능단순노무직/기타에 종사하는 경우 미충족 의료수요를 더 경험하는 것으로 나타났으며, 기혼자는 미충족 의료수요를 경험할 확률이 상대적으로 더 낮았다.

지난 1년간 소득이 증가하거나 감소한 경우 모두 미충족 의료수요를 경험할 확률이 높아졌다. 기초생활수급자일 때 미충족 의료수요를 경험할 확률이 더 높았으며, 지역 내 의원이 많고 천 명당 의료인이 많을수록 미충족 의료수요를 경험할 확률은 낮아졌다. 거주 지역의 농어촌 여부와 1인 가구비의 상호작용이 미충족 의료수요에 미치는 영향은 [그림 3]과 같다. 농어촌에서는 1인 가구비가 증가함에 따라 전반적으로 낮았던 미충족 의료수요가 점차 증가하는 반면, 도시에서는 1인 가구비가 증가하면서 전반적으로 높았던 미충족 의료수요가 오히려 감소하는 것으로 나타났다.

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그림 3

거주 지역의 1인 가구비와 농어촌 여부가 미충족 의료수요에 미치는 영향

1. 연구의 요약

미충족 의료수요에 관한 연구는 노인, 장애인 등 다양한 집단을 대상으로 널리 이루어지고 있다. 그러나 1인 가구가 증가하고 그들의 건강 문제에 대한 취약성이 우려되고 있는 오늘날 1인 가구의 미충족 의료수요에 관한 연구는 많지 않다. 또 기존 연구는 의료수요 발생을 고려하지 않았기 때문에 선택 편의의 발생 가능성을 배제하지 못하고 있었다. 지역의 의료 공급량은 의료서비스 접근성을 파악할 수 있는 주요 변수임에도 불구하고 고려되지 않고 있었으며, 지역의 자원이 가족과 떨어져 홀로 생활하는 1인 가구의 의료이용에 중요한 역할을 할 수 있음에도 이를 고려하지 않고 있다는 한계점을 지니고 있었다. 따라서 본 연구는 2022년도 지역사회건강조사를 활용하여 1인 가구의 의료수요와 미충족 의료수요의 영향요인을 밝혀내기 위해 지역 수준의 변수를 투입한 분석을 수행하였다.

본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다: (1) 의료수요의 경우, 소인 요인 중 성별, 연령, 교육 수준, 혼인 여부, 가능 요인 중 로그 연평균 가구 소득과 1년 전 대비 소득의 감소, 거주 지역의 천 명당 의료인 수, 지역 내 1인 가구비와 농어촌 거주의 상호작용항, 필요 요인 중 만성질환 보유 여부와 삶의 질, 우울증, 스트레스, 주관적인 건강 수준이 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. (2) 미충족 의료수요의 경우, 소인 요인 중 연령, 성별, 교육수준, 직업, 혼인 여부, 가능 요인 중 로그 연평균 가구 소득과 지난 1년간의 소득 변화, 기초생활 수급자 여부, 지역 내 1차 병원 수와 천 명당 의료인 수, 지역 내 1인 가구비와 농어촌 거주의 상호작용항이 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

2. 논의

우선 본 연구를 통해 (소인 요인으로 투입된) 개인의 인구학적 변수들이 의료수요의 발생과 뒤이은 수요 충족 여부에 미치는 영향을 확인할 수 있었다. 먼저, 교육수준이 높을수록 의료수요가 발생할 확률이 증가하는 것으로 나타났는데, 이는 기존 연구에서 교육수준이 건강 불평등을 초래하는 사회경제적인 요소 중 하나로 언급되어온 것과 반대된다(이미숙, 2005; 강은정, 2008; 고수정, 2010; 김동배 외, 2012; 윤병준, 2016). 그러나 교육수준이 높을수록 미충족 의료수요를 경험할 가능성은 적다는 것을 고려해 보았을 때, 교육이 건강 행태를 결정하는 인지적 요소로 작용하여 건강 지식, 자신의 건강에 대한 인지, 건강 증진을 위한 넓은 범위의 능력을 향상하는 역할을 했다고 해석할 수 있다(박은옥, 송효정, 2003; Raghupathi & Raghupathi, 2020; 김민, 박선주, 2023). 다시 말하면, 교육수준이 높을수록 보유한 건강 정보, 인적 자원 등을 활용하여 건강 문제를 더 잘 포착할 수 있고, 적시에 의료서비스를 이용함으로써 결과적으로 더 높은 수준의 건강을 유지하게 된다. 즉, 교육이 건강 문제의 발견과 의료이용의 촉진제로서 작용한다는 것이다.

연령대별 의료수요와 미충족 의료수요 경험의 차이를 확인하였을 때, 20세 이상 40세 미만 연령층과 비교하면 40대 이상의 연령층에서 의료수요는 비교적 많이 경험하나 미충족 의료수요는 적게 경험하는 것으로 나타났다. 이는 연령대가 높아짐에 따라 노화, 질병 등으로 인해 의료수요가 증가하나, 경제적인 안정, 은퇴 등으로 인해 시간을 유연하게 사용할 수 있게 됨으로써 의료이용이 수월해진 것일 수 있다. 또는 질병에 대한 저항력이 약화하는 것과 더불어 노인들이 환자 역할을 쉽게 인정하고 병원에 방문하는 경향이 높아지면서(Quintal et al., 2019) 높은 연령층에서 미충족 의료수요를 경험할 확률이 낮게 나타난 것으로 판단된다.

이와 반대로 20세 이상 40세 미만의 연령대에서 의료수요는 적게 경험하였으나, 미충족 의료수요는 오히려 더 많이 경험한 것으로 나타났다. 미충족 의료수요를 경험할 가능성이 큰 것으로 밝혀진 1인 가구 내에서도 특히 청년층이 미충족 의료수요를 많이 경험하고 있는 현상은 청년 1인 가구가 직업, 거주, 경제적인 측면의 불안정성과 부족한 가족의 지원으로 인해 의료서비스를 적절히 이용하지 못하고 있기 때문으로 추측할 수 있다. 저소득, 농어촌 거주, 장애, 노령기 등의 특성은 지금까지 의료이용에 취약한 계층의 특성으로서 주목받아 왔으나, 지금까지 청년 1인 가구는 의료이용의 취약 계층으로서 고려되지 않는 상황이었으며, 추후 청년 1인 가구의 미충족 의료수요의 원인을 밝힐 필요가 있을 것으로 보인다.

(가능요인으로 투입된) 경제적 요소와 관련하여 먼저 1년 전과 비교하여 소득이 감소하거나 증가하였을 때 모두 미충족 의료를 경험할 확률이 높아지는 것으로 나타나 이영준 외(2023)의 연구 결과를 지지하였다. 1년 전과 비교하여 소득이 감소한 경우는 소득 감소로 인한 경제적인 원인, 증가한 경우는 근로 시간의 증가로 인한 시간 문제 등 각각 다른 원인에 의해 미충족 의료의 발생이 증가한 것으로 추측된다.

지역의 1인 가구비가 개인의 의료수요 발생과 미충족 의료수요에 도농 간 상이한 영향을 미친다는 점 또한 본 연구를 통해 새롭게 발견할 수 있었다. 도시의 경우 1인 가구 비율이 높을수록 의료수요를 경험할 가능성은 커지고 미충족 의료수요를 경험할 가능성은 감소하는 반면, 1인 가구 비율이 높은 농어촌에 거주하는 경우 의료 수요를 경험할 가능성은 적지만 의료수요가 발생했을 시 미충족 의료수요를 경험할 가능성은 증가하여 도농 간 정반대의 양상을 보이는 것으로 나타났다. (오히려 건강 취약 집단이 많을 것으로 여겨지는) 1인 가구 비율이 높은 농어촌에서 오히려 의료수요가 적게 발생하는 이유는 무엇인가? 이는 낮은 사회경제적 지위에서 기인한 적은 건강 정보로 인해 건강 문제에 둔감하게 반응하는 것과 더불어, 1인 가구의 증가와 지역사회의 파편화가 건강 행동을 장려하는 사회적인 효과를 감소시키고(Fagg et al., 2008), 주변인과의 교류를 통해 건강 정보를 공유하고 습득하는 것이 어렵기 때문이라고 추측해 볼 수 있다. 1인 가구비가 약 40% 이내인 경우, 도농 간 격차가 유의했기에 1인 가구비가 과반에 근접한 농어촌에 더 특별한 보건의료 정책적 관심이 필요한 것으로 판단된다.

1인 가구 비율이 높은 농어촌의 위와 같은 특성은 의료수요의 인지와 동시에 미충족 의료수요에도 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 김지은, 함명일(2021)은 농어촌의 미충족 의료와 관련하여 물리적 접근성으로 인한 미충족 의료가 발생할 위험이 중소도시에 거주하는 경우 대도시의 1.22배, 농어촌에 거주하는 경우 대도시의 3.95배 높다고 밝힌 바 있다. 본 연구는 이에 더해 특히 1인 가구 비율이 높은 농어촌에 거주할 때 (30~40% 구간을 제외하고) 미충족 의료수요를 경험할 가능성이 더 커지는 것을 발견하였다. 이러한 현상은 농어촌 내의 열악한 교통 인프라와 주민들의 전반적인 경제적 취약성 등 다양한 문제에서 기인한 것이라 추측할 수 있다. 이러한 지역적 특성으로 인해 의료 이용에 대한 사회적 관계망 의존도가 높을 수 있으나 1인 가구 비율이 높은 농어촌이라면 주변인이 비슷한 상황에 놓여 있어 도와줄 수 없거나, 혹은 여력이 있음에도 서로 돕지 않는 사회적 분위기가 형성되어 있을 가능성이 크다. 이러한 배경을 고려할 때, 교통 인프라가 부족한 농어촌에서 병원으로의 이동에 도움을 줄 수 있는 주변인의 부재는 개인의 의료서비스 이용을 더 어렵게 할 수 있다.

정리하면, 지역사회의 파편화에 대응하는 데에 있어 도농 간 격차가 존재함을 확인하였다. 도시와 달리 농어촌에서는 (상대적으로 낮은 정보화 수준과 열악한 사회 기반 시설 등으로 인해) 가족 외의 의료 정보 등을 접하기 어려운 환경이므로, 지역사회 파편화는 의료 정보로의 접근성과 건강 행동을 조력 받을 기회 차원에 더 부정적인 영향을 미칠 수 있다. 도시 지역에서 설령 1인 가구 비율이 높아져 지역사회 파편화가 진행되더라도 미충족 수요가 커지지 않는 점을 미루어 보면, 특히 농어촌에서 미충족 의료수요 문제와 지역사회 파편화 문제는 동시적 접근이 필요할 것으로 보인다.

마지막으로 지역의 의료 공급량이 미충족 의료에 미치는 영향을 확인할 수 있었다. 본 연구는 천 명당 1차 병원 수와 의료인 수를 의료 공급량으로 활용하였는데, 두 변수 모두 미충족 의료에 통계적으로 유의한 영향을 미쳤다. 개인의 사회경제적인 지위와 지역의 파편화 정도를 차치하고도 지역 내에 공급되는 의료서비스의 양이 근본적으로 의료서비스 접근성에 대해 영향력을 가지는 것을 확인할 수 있었다.