상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향

The Effect of Having a Usual Source of Care on Health-Related Quality of Life

김지현¹; 이요한¹^*
Kim, Ji Hyun¹; Lee, Yo Han¹^*
¹고려대학교 (Korea University) ^* 교신저자: 이요한 (vionic@korea.ac.kr) ^* Corresponding author: Lee, Yo Han (vionic@korea.ac.kr) 보건사회연구, Vol.46, No.1, pp.53-78, March 2026
https://doi.org/10.15709/hswr.2026.46.1.53

알기 쉬운 요약

이 연구는 왜 했을까?: 본 연구는 주치의 제도가 부재하고 일차의료체계가 충분히 확립되지 않은 국내 보건의료 환경에서 일차의료의 핵심 수단으로서 상용치료원의 역할에 주목하였다. 상용치료원 보유에 따른 건강 관련 삶의 질의 변화를 종단적으로 분석하여 그 효과를 결과 지표 중심에서 실증적으로 확인하고자 하였다.

새롭게 밝혀진 내용은?: 상용치료원 보유는 건강 관련 삶의 질에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았다. 이러한 결과는 건강 관련 삶의 질이라는 지표가 단기간 또는 단일 요인의 변화에 민감하게 반응하지 않는다는 점과, 측정되지 않은 비관측 요인 및 일차의료 기반이 취약한 국내의 제도적 환경이 복합적으로 작용한 결과로 해석된다. 따라서 현재 수준의 상용치료원 기능만으로는 거시적인 삶의 질 변화를 이끌어내기 어려운 상황임을 확인하였다.

앞으로 무엇을 해야 하나?: 상용치료원이 예방적 건강관리와 상담, 지속적인 건강 모니터링 등 일차의료 본래의 기능을 충분히 수행할 수 있도록 제도적·정책적 기반의 강화가 요구된다. 더 나아가 장기간에 걸친 추적 연구와 다양한 집단 특성을 반영한 후속 연구를 통해 상용치료원과 건강 관련 삶의 질 간의 관계를 보다 정밀하게 규명할 필요가 있다.

Abstract

In modern society, the growing burden of chronic diseases and mental health problems highlights the importance of prevention and continuous care. A usual source of care (USOC) is increasingly recognized as a key component in delivering primary care services. Using data from the 2019–2021 Korea Health Panel Survey, this study longitudinally analyzed the impact of having a USOC on health-related quality of life (HRQoL). The analysis focused on adults aged HRQoL as a comprehensive outcome measure is inherently less sensitive to short-term changes or single factors, a three-year observation period may not have been sufficient to capture meaningful changes. This result may also be partly explained by unobserved factors, such as health conditions and health care utilization patterns, as well as by institutional or structural contexts. Therefore, the results suggest that the effect of USOC may not be readily detectable in HRQoL, a complex outcome measure, rather than indicating an absence of effect. Future efforts should focus on strengthening the qualitative functions of USOC, establishing the necessary institutional foundations, and providing tailored support for vulnerable populations such as older adults and persons with disabilities. To support this policy direction, long-term and in-depth research is needed to more precisely elucidate the relationship between USOC and HRQoL.

keyword: Usual Source of CareHealth-Related Quality of LifePrimary CarePropensity Score MatchingRandom-Effects Panel Regression

초록

현대 사회에서 만성질환과 정신건강 문제가 증가함에 따라 일차의료의 중요성이 강조되고 있다. 상용치료원은 이러한 일차의료 기능을 수행하는 주요 수단으로 주목받고 있다. 본 연구는 2019–2021년 한국의료패널 조사 자료를 활용하여 3년간 상용치료원 보유 여부가 일관된 만 19세 이상 성인을 대상으로 확률효과모형에 기반한 패널 회귀분석을 통해 상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향을 종단적으로 분석하였다. 분석 결과, 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향은 통계적으로 유의하지 않았다. 이러한 결과는 건강 관련 삶의 질이라는 궁극적 결과 지표가 단기간 또는 단일 요인의 영향을 민감하게 반영하지 않는 지표라는 점에서 3년이라는 관찰 기간이 이러한 변화를 포착하기에 충분하지 않았을 가능성을 시사한다. 또한 조사에서 측정되지 않은 건강 상태나 의료 이용 성향 등의 비관측 요인과 제도적·구조적 환경이 복합적으로 작용했을 가능성도 있다. 따라서 본 연구 결과는 효과 부재를 의미한다기보다 상용치료원의 효과가 건강 관련 삶의 질이라는 복합적 지표에서 명확히 드러나기 어려운 상황을 보여준다. 향후 상용치료원의 질적 기능 강화와 이를 위한 제도적 기반 마련이 필요하며 고령자와 장애인 등 건강 취약계층에 대한 맞춤형 지원이 함께 이루어져야 한다. 이러한 정책적 방향을 뒷받침하기 위해 상용치료원과 건강 관련 삶의 질의 관계를 보다 정밀하게 규명하기 위한 장기적·심층적 연구가 요구된다.

주요 용어: 상용치료원건강 관련 삶의 질일차의료성향점수매칭패널회귀분석

Ⅰ. 서론

세계보건기구(WHO)에 따르면, 건강이란 ‘단순한 질병이나 허약함이 없는 상태가 아닌 신체적, 정신적, 사회적으로 완전한 안녕 상태’를 의미한다(WHO, 1948). 그러나 현대 사회에서는 이러한 건강의 이상적인 상태를 유지하기 어려운 상황이 지속되고 있다. 우리나라 19세 이상 성인을 대상으로 한 조사에 따르면, 고혈압 유병률은 20~22% 수준을 유지하고 있으며 당뇨병 유병률 역시 약 10%에 이르는 것으로 나타났다(질병관리청, 2024). 정신건강 문제 또한 무시할 수 없는 수준이다. 정신건강 평생 유병률은 남성 32.7%, 여성 22.9%, 전체 27.8%로, 성인 4명 중 1명이 평생 한 번 이상 정신건강 문제를 겪는 것으로 나타났다(보건복지부 국립정신건강센터, 2021). 이러한 신체적·정신적 건강 문제는 치료 중심의 접근만으로는 한계가 있기 때문에 생활습관 개선, 예방적 관리 등을 포함한 지속적이고 포괄적인 접근이 요구된다(김철환, 1995). 만성질환을 예방하기 위해서는 생활행태의 개선과 함께 사전적 예방, 적극적 관리, 건강 환경 조성 등이 필요하며(보건복지부, 한국건강증진개발원, 2022), 정신건강 영역에서도 우울증을 비롯한 정신질환의 치료에서 조기 발견을 통한 상담, 약물치료 등이 중요하게 다루어지고 있다(관계부처 합동, 2021). 이처럼 건강 문제를 효과적으로 예방하고 조기에 관리하기 위해서는 일상 속에서 지속적인 관찰과 상담을 제공할 수 있는 체계가 필요하며 이러한 기능을 수행하는 일차의료의 역할이 더욱 강조되고 있다.

일차의료(Primary care)는 지역사회 내에서 주민들의 건강 문제에 대해 최초로 접촉하고 연속적인 관심을 제공하는 포괄적인 의료서비스를 의미하며(노나리 외, 2022), 최초 접촉(First contact), 지속성(Longitudinality), 포괄성(Comprehensiveness), 조정 기능(Coordination)을 주요 속성으로 포함한다(Starfield, 1994). 일차의료는 필수 서비스 접근성과 임상 의료의 전반적 질을 향상시키고 건강 문제의 조기 발견과 치료를 통해 불필요하거나 부적절한 전문 의료 이용을 줄이는 데 기여한다(HEN, 2004; Starfield et al., 2005). 특히 상용치료원은 일차의료의 주요 속성을 갖추고 있으며 바람직한 일차의료를 실현할 수 있는 효과적인 수단으로 간주된다(임형석 외, 2019).

상용치료원(Usual source of care)은 환자가 아프거나 의학적 조언이 필요할 때 주로 찾는 보건의료 제공자 또는 기관을 의미하며 주치의보다 넓은 개념을 포괄한다(김두리, 2016; 임유나, 이태진, 2024; Starfield, 1994; 1998). 국외에서는 주치의 제도가 관행화되거나 의무화되어 일차의료의 역할을 수행하고 있으며 주치의는 문지기(Gatekeeper)로서 진단, 검사, 건강상담, 예방접종, 예방의료, 간단한 치료뿐 아니라 지역보건의료서비스까지 포괄하는 역할을 맡고 있다(최병호, 2016). 반면 국내에서는 주치의 제도가 존재하지 않고 상용치료원에 대한 사회적 인식이 낮으며 지역사회 중심의 통합 의료 시스템이 미흡하다(송연재, 권순만, 2020). 이러한 제도적·환경적 한계로 인해 상용치료원은 일차의료 기능보다는 단순히 자주 이용하는 의료기관으로 인식되고 있는 실정이다(김두리, 2016). 한편, 최근 한국의료패널 조사에 따르면, 상용치료기관 보유율은 2019년 46.9%에서 2022년 56.2%로 상용치료의사 보유율은 같은 기간 29.1%에서 39.4%로 꾸준히 증가하는 것으로 나타났다(한국보건사회연구원, 2024). 그러나 이러한 보유율의 증가가 상용치료원의 제도적 정의나 기능의 명확화로 이어지고 있지는 않다. 실제로 상용치료기관에는 보건소, 의원, 병원, 종합병원 등 다양한 형태의 의료기관이 포함되어 있어(한국보건사회연구원, 국민건강보험공단, 2024) 상용치료원이 제도적으로 명확히 구분되지 않은 채 여러 의료기관 유형을 중심으로 운영되고 있음을 보여준다. 이와 같은 제도적 모호성은 상용치료원이 담당해야 할 역할과 기능이 체계적으로 정립되는 데 제약으로 작용하며 그에 따라 사회적 인식 역시 충분히 형성되지 못하고 있음을 나타낸다. 그럼에도 불구하고 상용치료원 보유가 예방적 건강관리(노나리 외, 2022; 송연재, 권순만, 2020), 의료 접근성(김광묘, 김창엽, 2020), 의료비 및 의료 이용(김두리, 2016; 임유나, 이태진, 2024), 주관적 건강(장선애, 2022; 전예지, 사공진, 2021) 등 다양한 측면에서 긍정적인 영향을 미친다는 연구 결과가 보고되고 있다. 특히 상용치료원 또는 주치의를 보유한 경우 환자와 의료진 간 신뢰 형성(AlRuthia et al., 2020)이나 환자 중심 의사소통의 촉진(최형심, 2023)과 같은 매개 경로를 거치거나 직접적인 관계(Yokokawa et al., 2021)를 통해 건강 관련 삶의 질이 높아지는 경향이 관찰되었다. 이에 따라 상용치료원 보유는 단순한 의료 이용 행태를 넘어 건강 관련 삶의 질에 직접적으로 영향을 미칠 수 있는 중요한 요인으로 주목할 필요가 있다.

건강 관련 삶의 질(Health-Related Quality of Life, HRQoL)은 신체적, 정신적, 사회적 안녕 측면에서 개인의 경험과 신념, 기대, 인식에 따라 주관적으로 평가하는 건강 상태를 의미한다(Schipper et al., 1996). 1980년대 이후 건강 관련 삶의 질의 개념은 건강에 영향을 미치는 삶의 여러 측면을 포괄하는 방향으로 확장되어 왔으며 (McHorney, 1999), Wilson과 Cleary(1995)는 생리적 요인에서 증상, 기능 상태, 건강 인식을 거쳐 건강 관련 삶의 질에 이르는 일방향적 경로를 제시함으로써 건강 관련 삶의 질에 대한 이론적 기반을 마련하였다. 건강 관련 삶의 질은 WHOQOL-BREF, EQ-5D, SF-36과 같은 표준화된 도구를 통해 측정할 수 있으며(이혜상, 2024), 개인 수준에서는 신체적·정신적 건강 인식, 기능 상태, 사회적 지지, 사회경제적 요인 등과 밀접하게 관련되고 지역사회 수준에서는 보건 자원, 정책, 사회적 환경 등이 주요 결정 요인으로 작용한다(Stokols, 1992). 이러한 점에서 건강 관련 삶의 질은 단순한 건강 상태 평가를 넘어 예방 가능한 질병 부담과 위험 요인 간의 관계를 파악하고 국가 보건의료 정책 목표 달성 여부를 모니터링하며 건강 불평등을 조기에 식별하는 데 활용되는 등 (CDC, 2000) 보건의료 정책의 수립 및 평가에서 중요한 근거 자료로 이용되고 있다(유수연, 2016). 따라서 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향을 검증하는 것은 단순히 상용치료원의 효과를 파악하는 데 그치지 않고 보건의료 정책의 궁극적 성과를 평가하는 데 중요한 학문적·정책적 의의를 가진다.

상용치료원에 대한 기존 연구들은 의료 접근성 향상, 의료비 절감, 주관적 건강 수준 개선 등 주로 과정(Process) 지표에 긍정적인 영향을 미친다는 결과를 다수 보고하였으나, 건강 관련 삶의 질과 같은 포괄적 결과(Outcome) 지표와의 직접적·종단적 관계를 분석한 연구는 국내외 모두 매우 부족하다. 특히 상용치료원과 관련된 국내 선행 연구들은 대부분 단면적 자료를 활용하여 시간의 흐름에 따른 변화 과정을 포착하거나 인과성을 충분히 검증하는 데 한계가 있었다. 건강 관련 삶의 질은 단기간의 의료 이용 변화보다는 장기적이고 누적된 건강 상태의 영향을 반영하는 지표로, 이러한 효과를 파악하기 위해서는 개인 수준의 변화를 반복 추적할 수 있는 패널 자료의 활용이 필요하다. 그러나 건강 관련 삶의 질을 주요 결과 변수로 설정한 선행연구들도 대부분 단면연구에 머물러 있어 시간적 변화나 인과관계를 충분히 규명하기에는 미흡하였다. 또한 이러한 연구들은 만성질환자, 고령자, 중년 1인 가구 등 특정 집단에 국한되어 일반 성인 집단을 포괄적으로 분석한 연구는 드문 상황이다. 국외 연구 또한 상용치료원의 예방적 건강관리 및 의료비 감소 효과에 주로 초점을 두고 있으며 건강 관련 삶의 질과의 관계를 분석한 연구는 일부 존재하나 다수는 단면연구에 그쳐 종단적 근거는 여전히 제한적인 실정이다. 이러한 국내외 연구의 공통적 한계를 고려할 때, 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 장기적 영향을 검증할 필요가 있다. 따라서 본 연구는 주치의 제도가 부재하고 일차의료체계가 충분히 확립되지 않은 국내 보건의료 환경에서 일반 성인을 대상으로 2019–2021년 한국의료패널 데이터를 활용하여 상용치료원 보유와 건강 관련 삶의 질간의 관계를 종단적으로 분석하고자 한다. 상용치료원을 지속적으로 보유한 집단과 보유하지 않은 집단 간의 일반적 특성과 연도별 건강 관련 삶의 질 변화 추이를 비교하고 이러한 차이가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향을 규명함으로써 결과 지표 중심의 인과성을 검토하고자 한다. 이를 통해 상용치료원의 제도적 기반 확립과 정책적 방향 설정에 필요한 근거를 제공할 것으로 기대한다.

Ⅱ. 선행연구 고찰

1. 상용치료원 및 건강 관련 삶의 질

상용치료원 보유의 효과에 대한 국외 선행연구의 경우, 상용치료원은 예방적 의료서비스 이용을 증가시키고 (Blewett et al., 2008; Xu, 2002) 의료 이용과 의료비 지출을 감소시키며(Pati et al., 2003; Weiss & Blustein, 1996) 의료서비스에 대한 환자 만족도를 높이는 데 긍정적인 영향을 미친다는(Finney et al., 2015; Tsai et al., 2010) 비교적 일관된 연구 결과들이 보고되고 있다.

Blewett et al.(2008)은 1999년 NHIS(National Health Interview Survey) 자료를 이용하여 상용치료원 보유 여부와 권고된 선별검사 및 예방서비스 이용 간의 관계를 분석한 결과, 상용치료기관과 상용치료의사를 모두 보유한 경우 예방 진료 및 선별검사를 받을 가능성이 일관되게 높게 나타남을 보고하였다. Xu(2002)는 1996년 MEPS(Medical Expenditure Panel Survey) 자료를 활용하여 상용치료기관과 상용치료의사 보유가 5가지 예방적 건강서비스 이용에 미치는 영향을 비교하였으며, 그 결과 안정적인 의사와 환자 간의 관계를 유지하는 것이 환자의 예방적 건강관리 서비스 이용 시기를 향상시킬 수 있고 특히 일부 예방 서비스에서는 상용치료기관을 보유하는 것보다 상용치료의사를 보유하는 것이 더 효과적인 것으로 나타났다. Pati et al.(2003)은 1996년 MEPS 자료를 활용하여 민간보험에 가입된 아동을 대상으로 주치의 제도가 의료비 통제에 미치는 영향을 분석하였으며, 그 결과 주치의를 보유한 집단이 보유하지 않은 집단에 비해 1인당 연간 의료비 지출 수준이 더 낮았으나 전체적인 비용 통제 효과는 제한적인 것으로 확인되었다. Weiss와 Blustein(1996)은 1991년 MCBS(Medicare Current Beneficiary Survey) 자료를 활용하여 65세 이상 노인을 대상으로 의사와 환자 관계의 지속 기간이 의료 이용과 의료비 지출에 어떠한 영향을 미치는지 분석한 결과, 10년 이상 관계를 유지한 환자는 입원 가능성이 낮고 의료비 지출이 더 적은 것으로 나타났다. Finney et al.(2015)은 HINTS(Health Information National Trends Survey) 4 1기의 자료를 바탕으로 환자 중심 의사소통이 의료서비스 질에 대한 환자들의 인식을 형성하는 데 중요한 영향을 미치며 상용치료원 보유와 의료서비스 질 평가 간 관찰된 관계의 상당 부분을 차지하는 것으로 나타났다. Tsai et al.(2010)은 대만에서 수행된 횡단면 조사를 기반으로 보편적 의료 보장(Universal Health Coverage, UHC)이 적용되는 환경에서도 상용치료원을 보유한 환자가 보유하지 않은 환자보다 외래 진료 경험의 질이 더 높을 가능성이 있음을 보고하였다.

한편, 상용치료원 보유의 효과에 대한 국내 선행연구를 살펴보면, 상용치료원은 예방적 건강관리(노나리 외, 2022; 송연재, 권순만, 2020), 의료 접근성(김광묘, 김창엽, 2020), 의료비 및 의료 이용(김두리, 2016; 임유나, 이태진, 2024), 주관적 건강(장선애, 2022; 전예지, 사공진, 2021) 등 다양한 측면에서 대체로 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났으나 일부 지표에서는 그 효과가 일관되지 않게 나타나는 경향도 확인되었다.

상용치료원이 예방적 건강관리에 미치는 영향을 살펴보면, 상용치료원 또는 주치의 보유와 예방적 의료 이용 간의 연관성은 일관되지 않은 것으로 나타났다. 노나리 외(2022)는 2012년부터 2018년까지의 한국의료패널 자료를 활용하여 주치의 보유가 예방적 건강관리에 미치는 효과를 분석한 결과, 예방적 건강관리와 주치의의 개체 간 효과는 통계적으로 유의하였으나 개체 내 효과에서는 유의성이 나타나지 않았다고 보고하였다. 송연재와 권순만(2020)은 한국의료패널 2012년, 2013년, 2016년 자료를 활용하여 상용치료원 보유 여부가 예방 가능한 입원에 어떠한 영향을 미치는지 분석하였으며, 분석 결과 상용치료원 보유 여부가 예방 가능한 입원과 유의한 관련성을 보이지 않는 것으로 나타났다.

상용치료원이 의료 접근성에 미치는 영향에 대해서는 의료 접근성이 향상되는 경향이 나타났다. 김광묘와 김창엽(2020)은 2016년 한국의료패널 데이터를 활용하여 상용치료원 보유에 따른 미충족의료 경험을 분석하였으며, 상용치료원을 보유한 경우 경제적·비경제적 원인 모두에서 미충족의료를 경험할 가능성이 적은 것으로 확인되었다. 다만 상용치료원을 보유하고 있더라도 50~60대 연령층, 일용직 종사자, 소득수준이 낮은 집단에는 경제적 원인에 따른 미충족의료 경험 확률이 높았으며 30~40대 연령층, 경제활동을 하는 집단에서는 비경제적 원인에 따른 미충족의료 경험 확률이 증가하는 경향이 관찰되었다.

상용치료원이 의료비 및 의료 이용에 미치는 영향에 대해서는 총 의료비 지출 감소 효과가 관찰된 반면 의료 이용 양상은 상용치료원의 유형이나 연구 대상자 특성에 따라 상이하게 나타났다. 김두리(2016)는 상용치료원 보유가 의료기관 종별 선택에 어떠한 영향을 미치는지 파악하기 위해 한국의료패널 2009년, 2012년, 2013년 자료를 활용하였다. 연구 결과, 상용치료원을 보유한 경우 대형병원의 외래 및 입원 이용량과 이용 비율이 증가하는 경향을 보였으나 의원급 상용치료원을 보유한 경우에는 대형병원 이용량과 이용 비율이 감소하는 것으로 확인되었다. 또한 의원급 상용치료원 보유자를 특성별로 살펴본 결과, 연령이 높을수록, 소득수준이 낮을수록, 민간의료보험에 가입하지 않은 경우 대형병원 이용 감소 효과가 더욱 두드러지게 나타났다. 임유나와 이태진(2024)은 한국의료패널 2012년, 2013년, 2016년, 2017년, 2018년 자료를 활용하여 상용치료원 보유에 따른 의료 이용 양상을 분석하였으며, 그 결과 상용치료원 보유가 총 의료비 지출 및 입원 이용 감소에 유의한 효과를 보인다고 보고하였다. 특히 고혈압과 당뇨병 환자 집단에서는 의료비 지출과 입원 서비스 이용 감소 효과가 보다 뚜렷이 관찰되었다.

상용치료원이 주관적 건강에 미치는 영향에 관해서는 대체로 긍정적인 결과가 나타났다. 장선애(2022)는 한국 의료패널 2012년, 2013년, 2016년, 2017년, 2018년 자료를 활용하여 상용치료원 보유에 따른 우울과 주관적 건강에 대해 분석하였으며, 그 결과 의원급 상용치료원을 보유한 경우 우울 감소 및 주관적 건강 향상에 통계적으로 유의한 효과가 나타났다고 보고하였다. 전예지와 사공진(2021) 또한 동일한 한국의료패널 자료를 이용하여 65세 이상 가구원을 대상으로 상용치료원 보유 여부에 따른 의료비와 주관적 건강 상태를 분석하였으며, 의원급 상용치료원을 보유한 경우 의료비 및 의료 이용이 감소하고 주관적 건강 상태가 향상되는 경향이 나타났다고 밝혔다.

한편, 상용치료원과 건강 관련 삶의 질의 관계를 직접적으로 검증한 선행연구는 매우 제한적이다. AlRuthia et al.(2020)은 인지 장애가 없는 당뇨병 환자 중 처방약을 복용하는 환자를 대상으로 설문조사를 실시하여 건강 관련 삶의 질과 주치의에 대한 신뢰 간의 관계를 분석하였으며, 그 결과 주치의에 대한 신뢰가 건강 관련 삶의 질의 다양한 영역과 긍정적인 상관관계를 보이는 것으로 확인되었다. Yokokawa et al.(2021)은 일본에서 수행된 설문조사를 바탕으로 주치의 보유와 건강 관련 삶의 질 간의 관계를 분석하였으며, 주치의를 보유한 경우 건강 관련 삶의 질에서 정신건강 요소 점수가 높고 신체건강 요소 점수가 낮은 경향이 관찰되었다. 신채환 외(2025)는 2012년부터 2018년까지의 한국의료패널 자료를 기반으로 상용치료원 보유 여부와 보유 기관의 유형이 만성질환을 가진 65세 이상 노인의 주관적 건강 상태 및 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향을 종단적으로 분석하였다. 그 결과, 상용치료원 보유 여부와 만성질환이 있는 노인의 주관적 건강 상태 및 건강 관련 삶의 질 간 유의한 관련성이 나타나지 않았으나 의원급 상용치료원을 보유한 경우에는 주관적 건강 상태와 건강 관련 삶의 질 모두에서 긍정적인 효과가 나타났다. 최형심(2023)은 2018년 한국의료패널 자료를 이용하여 만성질환자를 대상으로 상용치료원 유형에 따른 건강 관련 삶의 질의 영향에서 환자 중심 의사소통의 매개 효과를 분석하였다. 분석 결과, 주치의를 보유한 경우 환자 중심 의사소통을 통해 건강 관련 삶의 질이 유의하게 향상되었으나 병원급 이상 의료기관을 상용치료원으로 이용하면서 주치의가 없는 경우에는 환자 중심 의사소통의 매개 효과가 유의하지 않은 것으로 나타났다.

2. 건강 관련 삶의 질에 관한 종단 연구

지금까지 수행된 건강 관련 삶의 질 연구는 주로 단면적 자료를 바탕으로 이루어져 왔다. 김소현과 조성현(2023)은 2019년 한국의료패널 데이터를 이용하여 당뇨병 환자의 삶의 질에 영향을 주는 요인을 파악하였으며, 그 결과 통증 및 불편감이 삶의 질에 가장 부정적인 영향을 미치는 요인으로 나타났다. 최소은 외(2023)는 2018년 한국의료패널 자료를 활용하여 50~64세에 해당하는 중년 1인 가구의 건강 관련 삶의 질에 영향을 미치는 요인을 분석하였으며, 중년 1인 가구의 건강 관련 삶의 질과 가장 밀접하게 연관된 요인은 활동 제한으로 보고되었다. 이혜주(2022)는 2016년, 2017년, 2018년 한국의료패널 자료를 바탕으로 만 40세 이상 만성질환자의 우울증 동반 유무에 따른 건강 관련 삶의 질 및 의료비용의 차이를 분석하였다. 분석 결과, 우울증이 있는 만성질환자는 우울증이 없는 만성질환자에 비해 모든 항목에서 낮은 점수를 보였으며 만성질환자의 건강 관련 삶의 질과 유의한 관련을 보인 변수는 연도별로 차이가 존재하나 공통적으로 연령, 결혼 상태, 경제활동 상태, 신체활동, 우울증으로 확인되었다. 김경화와 이상구(2020)는 2017년 국민건강영양조사 자료를 기반으로 성인의 건강 상태 및 건강행태와 건강 관련 삶의 질 간의 관계를 규명하고자 하였으며, 그 결과 성별, 연령, 소득, 교육 수준, 주관적 건강 상태, 스트레스, 동반질환 개수(6개 이상)가 건강 관련 삶의 질과 유의한 관련이 있는 요인으로 나타났다.

한편, 건강 관련 삶의 질에 대한 종단적 연구는 상대적으로 부족한 실정이다. 이정민(2018)은 2010년부터 2013년까지의 한국의료패널 자료를 활용하여 4년 동안 1인 가구로 유지된 응답자를 대상으로 신체활동, 스트레스, 삶의 질 변화 추이를 종단적으로 분석하였다. 분석 결과, 1인 가구의 신체활동은 시간이 지남에 따라 증가하는 경향을 보였으나 스트레스와 삶의 질은 점차 감소하는 양상을 나타냈다. 특히 초기 신체활동 수준이 높을수록 삶의 질 수준도 높았고 초기 스트레스 수준이 높을수록 삶의 질은 낮은 것으로 확인되었다. 또한 신체활동 및 스트레스의 변화에 영향을 미치는 구조적 결정요인으로는 계층 인식, 성별, 교육 수준, 경제활동 여부 및 소득분위가 확인되었다. 유수연(2016) 역시 2010년부터 2013년까지 4개년의 한국의료패널 데이터를 이용하여 건강 상태의 변화가 건강 관련 삶의 질 변화에 어떠한 영향을 미치는지 분석하였다. 분석 결과, 건강 상태가 악화된 경우 삶의 질 감소 폭이 건강이 개선된 경우보다 더 크게 나타났으며 기저 건강 수준이 낮을수록 건강 변화에 따른 삶의 질 변화 폭이 더욱 두드러지는 경향을 보였다.

이처럼 기존 연구들은 건강 관련 삶의 질을 주로 단면적으로 분석하는 데 그쳤으며 시간에 따른 변화를 심층적으로 탐색한 종단적 연구는 매우 드문 실정이다. 이에 따라 본 연구에서는 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향을 종단적으로 분석함으로써 기존 연구의 한계를 보완하고자 한다.

Ⅲ. 연구 방법

1. 자료원 및 연구 대상

본 연구는 한국보건사회연구원과 국민건강보험공단이 공동으로 수행하는 한국의료패널 2기 자료(2019년, 2020년, 2021년)를 활용하였다. 분석 시점인 2025년 4월 기준으로 한국의료패널 2기 자료의 공개 범위가 2021년까지였기 때문에 해당 3개년 자료를 사용하였다. 한국의료패널은 보건의료서비스 이용, 의료비 지출 및 재원에 직·간접적으로 영향을 미치는 요인을 규명하고 그 추이를 지속적으로 관찰하여 국가 보건의료체계의 대응성·접근성 향상과 효율화를 위한 정책 수립에 필요한 기초자료를 제공하는 것을 목적으로 구축된 데이터이다(한국보건사회연구원, 국민건강보험공단, 2024).

연구 대상은 한국의료패널 부가조사에 응답한 만 19세 이상 성인 중 2019년, 2020년, 2021년 3개년 동안 상용치료원 보유 여부가 일관되게 유지된 응답자로 선정하였다. 2019년, 2020년, 2021년 한국의료패널 조사 응답자 16,003명 중 만 19세 미만인 2,516명, 연구 관련 변수 값이 결측이거나 모름/무응답으로 응답한 1,086명, 가구 총소득이 음수인 48명, 3개년 중 1개년 또는 2개년만 응답한 4,139명, 건강 관련 삶의 질의 표준편차가 0인 3,236명, 상용치료원 보유 여부가 변동한 2,272명을 제외하였다. 그 결과, 최종 분석에 포함된 연구 대상자는 2,706명이었으며 이후 성향점수매칭을 수행하여 상용치료원 보유군과 미보유군을 각각 414명으로 구성하였다.

본 연구는 고려대학교 생명윤리위원회에서 심의 면제 승인을 받은 후 수행되었다(심의면제번호: KUIRB-2025-0202-01).

2. 변수의 조작적 정의

본 연구의 독립변수는 상용치료원 보유 여부이다. 상용치료원은 상용치료기관(장소)과 상용치료의사(공급자)를 모두 포괄하는 개념이다(임유나, 이태진, 2024; Chang et al., 2014). 한국의료패널 부가조사에서는 상용치료기관 유무(“귀하는 아플 때나 검사 또는 치료 상담을 하고자 할 때, 주로 방문하는 의료기관(단골 병의원)이 있습니까?”) 와 상용치료의사 유무(“귀하는 아플 때나 검사 또는 치료 상담을 하고자 할 때, 주로 방문하는 의사(단골 의사)가 있습니까?”)를 묻는 두 가지 문항을 제시하였으며 이 중 하나라도 ‘예’라고 응답한 경우 상용치료원을 보유한 것으로, 두 문항 모두 ‘아니요’라고 응답한 경우 상용치료원을 보유하지 않은 것으로 정의하였다.

본 연구에서는 건강 관련 삶의 질을 종속변수로 설정하였다. 한국의료패널에서는 건강 관련 삶의 질의 측정을 위해 EQ-5D(EuroQol-5 Dimension)를 사용하였다. EQ-5D는 운동능력(Mobility), 자기관리(Self-care), 일상활동(Usual Activities), 통증/불편(Pain/Discomfort), 불안/우울(Anxiety/Depression) 5개 항목으로 구성되어 있으며 각 항목은 ‘문제가 없다(1점)’, ‘다소 문제가 있다(2점)’, ‘매우 문제가 있다(3점)’의 3점 척도로 측정된다(EuroQol, 1990). 건강 관련 삶의 질 점수는 Lee et al.(2009)이 제시한 공식을 바탕으로 5개 문항에 대한 응답 결과를 종합하여 산출하였다.

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표 1

건강 관련 삶의 질 점수 산출 공식

구분	내용
공식	EQ-5D = 1 - (0.05 + 0.096M2 + 0.418M3 + 0.046SC2 + 0.136SC3 + 0.051UA2 + 0.208UA3 + 0.037PD2 + 0.151PD3 + 0.043AD2 + 0.158AD3 + 0.05*N3)

변수	M2 : 운동능력(Mobility) 2점인 경우 = 1, 그 외 = 0 M3 : 운동능력(Mobility) 3점인 경우 = 1, 그 외 = 0 SC2 : 자기관리(Self-care) 2점인 경우 = 1, 그 외 = 0 SC3 : 자기관리(Self-care) 3점인 경우 = 1, 그 외 = 0 UA2 : 일상활동(Usual Activities) 2점인 경우 = 1, 그 외 = 0 UA3 : 일상활동(Usual Activities) 3점인 경우 = 1, 그 외 = 0 PD2 : 통증/불편(Pain/Discomfort) 2점인 경우 = 1, 그 외 = 0 PD3 : 통증/불편(Pain/Discomfort) 3점인 경우 = 1, 그 외 = 0 AD2 : 불안/우울(Anxiety/Depression) 2점인 경우 = 1, 그 외 = 0 AD3 : 불안/우울(Anxiety/Depression) 3점인 경우 = 1, 그 외 = 0 N3 : 5가지 항목 중 하나라도 3점으로 응답한 경우 = 1, 그 외 = 0

주: EQ-5D는 5개 항목(운동능력, 자기관리, 일상활동, 통증/불편, 불안/우울)을 1~3점(1 = 문제 없음, 2 = 다소 문제 있음, 3 = 매우 문제 있음)으로 평가함.

출처: “South Korean Time Trade-Off Values for EQ-5D Health States: Modeling with Observed Values for 101 Health States”, Lee, Y. K., Nam, H. S., Chuang, L. H., Kim, K. Y., Yang, H. K., Kwon, I. S., Kind, P., & Kweon, S. S., 2009, Value Health, 12(8), p. 1191.

통제변수는 인구사회학적 요인, 경제적 요인, 건강 관련 요인으로 구분하여 포함하였다. 인구사회학적 요인은 성별, 연령, 교육수준, 결혼 상태로 설정하였다. 성별은 남성과 여성으로 구분하였으며 연령은 만 19~29세, 30~39세, 40~49세, 50~59세, 60~69세, 70세 이상으로 나누었다. 교육수준은 응답자의 최종 학력을 기준으로 초등학교 이하, 중학교, 고등학교, 대학교 이상으로 구분하고 결혼 상태는 현재 배우자가 있는 경우와 없는 경우로 분류하였다. 경제적 요인은 거주지역, 소득수준, 경제활동 참여 상태, 의료보장 형태, 민간의료보험 가입 여부로 설정하였다. 거주지역은 서울특별시, 인천광역시, 경기도에 거주하는 경우 수도권으로, 그 외 지역에 거주하는 경우 비수도권으로 분류하였다. 소득수준은 연간 가구 총소득을 해당 가구 내 총 가구원 수의 제곱근으로 나눈 값을 기준으로 1분위부터 5분위까지 구분하였다. 경제활동 참여 상태는 경제활동 참여와 미참여로, 의료보장 형태는 건강보험, 의료급여, 기타로 분류하였으며 민간의료보험 가입 여부는 가입과 미가입으로 범주화하였다. 건강 관련 요인은 장애 보유 여부, 만성질환 보유 여부, 주관적 건강 상태, 흡연, 음주, 신체활동으로 설정하였다. 장애 보유 여부는 장애를 보유하고 있는 경우와 그렇지 않은 경우로 구분하였다. 만성질환 보유 여부는 30개 주요 만성질환 중 하나라도 있는 경우를 만성질환 보유로, 그렇지 않은 경우를 만성질환 미보유로 분류하였다. 주관적 건강 상태는 평소 본인의 건강 상태에 대한 응답을 기준으로 매우 좋음과 좋음은 ‘좋음’으로, 나쁨과 매우 나쁨은 ‘나쁨’으로 통합하였으며 ‘보통’은 별도 범주로 유지하였다. 흡연은 현재 흡연 여부에 따라 매일 또는 가끔 피우는 경우 현재흡연, 과거에는 흡연하였으나 현재 피우지 않는 경우 과거흡연, 평생 흡연 경험이 없는 경우 비흡연으로 분류하였다. 음주는 최근 1년간 술을 마신 빈도에 따라 월 1회 미만에서 거의 매일 마시는 것으로 응답한 경우 음주자로, 최근 1년간 금주하였거나 평생 술을 마시지 않은 것으로 응답한 경우 비음주자로 나누었다. 신체활동은 최근 1년 동안 걷기를 포함한 규칙적인 스포츠나 운동을 했는지에 따라 규칙적으로 스포츠나 운동을 한 경우 운동자로, 그렇지 않은 경우 비운동자로 분류하였다.

3. 분석 방법

본 연구는 2019년, 2020년, 2021년 한국의료패널 데이터를 활용하여 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향을 분석하기 위해 성향점수매칭(Propensity Score Matching, PSM) 후 확률효과모형(Random Effects Model)에 기반한 패널회귀분석을 적용하였다.

먼저, 상용치료원 보유 여부에 따른 연구 대상자의 특성은 2019년을 기준으로 성향점수매칭 수행 전·후로 구분하여 카이제곱 검정(Chi-square test)을 통해 비교하였다. 이는 상용치료원 보유군과 미보유군 간 기본 특성의 불균형을 보정하고 비교 가능성을 확보하기 위함이다. 또한 상용치료원 보유 여부에 따른 연도별 건강 관련 삶의 질 변화 추이를 파악하기 위해 연도별 건강 관련 삶의 질의 평균과 95% 신뢰구간을 산출하고 성향점수매칭 수행 전·후로 구분하여 그래프로 시각화하였다. 가중치의 경우, 표본의 대표성과 연도 간 비교의 일관성을 확보하기 위해 2020년 기준 종단가중치를 전체 분석에 동일하게 적용하였다.

성향점수매칭(PSM)은 선택 편향을 최소화하기 위해 수행하였으며 처치 이전 시점인 2019년 기준으로 성별, 연령, 교육수준, 결혼 상태, 거주지역, 소득수준, 경제활동 참여 상태, 의료보장 형태, 민간의료보험 가입 여부, 장애 보유 여부, 만성질환 보유 여부, 주관적 건강 상태 등 총 12개의 공변량을 포함한 로지스틱 회귀분석을 통해 성향점수를 추정하였다. 이후 최근접 이웃 매칭(Nearest neighbor matching) 기법을 적용하여 1:1 매칭을 수행하였으며 caliper는 0.02로 설정하였다. 매칭의 질은 Austin(2009)의 공식에 따른 표준화 평균차(Standardized Mean Difference, SMD)로 평가하였으며 표준화 평균차(SMD) 값이 0.2를 초과하면 심각한 불균형이 존재할 가능성이 있는 것으로 간주하였다(Seppala et al., 2021).

패널회귀분석의 모형 선택을 위해 하우스만 검정(Hausman test)을 실시한 결과 고정효과모형의 적용이 통계적으로 적합한 것으로 나타났다. 그러나 본 연구의 주요 독립변수인 상용치료원 보유 여부는 시점 간 변동이 없는 시간불변 변수로 고정효과모형에서는 추정이 불가능하기 때문에 패널 자료의 구조적 특성과 변수의 특성을 고려하여 최종적으로 확률효과모형을 선택하였다. 분석에 사용된 패널회귀모형은 다음과 같다.

Y_{i t} = β_{0} + β_{1} U S O C_{i} + \sum_{k = 2}^{k} β_{k} X_{k i t} + \sum_{y = 2020}^{2021} γ_{y} Y E A R_{y} + μ_{i} + ϵ_{i t}

해당 모형의 종속변수는 개인 i의 시점 t에서의 건강 관련 삶의 질(Y_it)이며 주요 독립변수는 상용치료원 보유여부(USOC_i)이다. β₁은 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 평균적인 영향을 나타낸다. 통제변수(X_kit)에는 성별, 연령, 교육수준, 결혼 상태, 거주지역, 소득수준, 경제활동 참여 상태, 의료보장 형태, 민간의료보험 가입 여부, 장애 보유 여부, 만성질환 보유 여부, 주관적 건강 상태, 흡연, 음주, 신체활동이 포함되며 이들 변수는 모두 시점별로 측정된 값이다. 연도에 따른 외생적 영향을 통제하기 위해 2019년을 기준으로 2020년과 2021년의 건강 관련 삶의 질 변화량(γ_y)과 해당 연도를 나타내는 더미변수(YEAR_y)를 포함하였으며 관측되지 않은 개체 간 이질성을 반영하기 위해 개인 고유의 시간불변 효과(μ_i)와 시점별 오차항(ϵ_it)을 함께 모형에 포함하였다. 아울러 모형 가정을 검토한 결과 이분산성(Heteroskedasticity)이 확인되어 robust 옵션을 적용하여 분석을 수행하였다. 주요 통계 분석은 SAS 9.4를 이용하여 수행하였으며 연도별 건강 관련 삶의 질 변화 추이는 R 4.5.1을 활용하여 시각화하였다.

Ⅳ. 연구 결과

1. 상용치료원 보유 여부에 따른 연구 대상자의 특성

<표 2>는 2019년 기준 상용치료원 보유 여부에 따른 연구 대상자의 특성을 성향점수매칭 전·후로 비교한 결과를 제시한 것이다. 성향점수매칭 이전에는 결혼 상태와 거주지역을 제외한 대부분의 변수에서 상용치료원 보유군과 미보유군 간 통계적으로 유의한 차이가 관찰되었으며 보유군에서 여성, 고령자, 저소득자, 만성질환 보유자, 주관적 건강 상태를 ‘나쁨’으로 응답한 자의 비율이 상대적으로 높게 나타났다. 또한 표준화 평균차(SMD)는 –0.591에서 1.678 사이의 분포를 보여 0.2 이상인 항목이 다수 존재하였고 이를 통해 두 집단 간 공변량 불균형이 확인되었다.

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표 2

2019년 기준 상용치료원 보유 여부에 따른 연구 대상자의 특성 비교

변수		매칭 전						매칭 후
		상용치료원 미보유		상용치료원 보유		x ²	D	상용치료원 미보유		상용치료원 보유		x ²	D
		n	(%)	n	(%)	x ²	D	n	(%)	n	(%)	x ²	D
전체		670	(100.0)	2,036	(100.0)			414	(100.0)	414	(100.0)
성별	남성	305	(48.0)	817	(41.8)	4.241^*	0.109	188	(44.6)	195	(44.4)	0.003	-0.034
성별	여성	365	(52.0)	1,219	(58.2)	4.241^*	0.109	226	(55.4)	219	(55.6)	0.003	-0.034
연령	19~29세	57	(15.1)	27	(3.8)	233.137^**	-0.337	18	(8.3)	24	(12.0)	2.775	0.066
	30~39세	107	(22.4)	56	(6.2)		-0.466	48	(17.9)	46	(15.6)		-0.015
	40~49세	138	(24.1)	140	(12.9)		-0.407	88	(25.5)	77	(26.8)		-0.067
	50~59세	139	(20.9)	239	(20.3)		-0.246	74	(22.6)	83	(23.5)		0.055
	60~69세	141	(12.1)	593	(24.2)		0.187	102	(16.7)	99	(14.4)		-0.017
	70세 이상	88	(5.3)	981	(32.6)		0.822	84	(9.0)	85	(7.7)		0.006
교육수준	초등학교 이하	99	(7.0)	814	(27.1)	169.998^**	0.589	85	(10.7)	64	(6.0)	4.592	-0.132
	중학교	80	(7.8)	399	(16.6)		0.211	49	(8.5)	55	(8.9)		0.044
	고등학교	222	(30.8)	521	(29.6)		-0.166	127	(30.5)	147	(31.4)		0.103
	대학교 이상	269	(54.5)	302	(26.7)		-0.591	153	(50.3)	148	(53.8)		-0.025
결혼 상태	배우자 없음	185	(35.3)	653	(36.6)	0.204	-0.098	97	(27.7)	103	(31.5)	0.751	-0.034
결혼 상태	배우자 있음	485	(64.7)	1,383	(63.4)	0.204	-0.098	317	(72.3)	311	(68.5)	0.751	-0.034
거주지역	수도권	181	(49.2)	526	(47.8)	0.226	0.027	107	(47.5)	122	(54.4)	2.166	-0.081
거주지역	비수도권	489	(50.8)	1,510	(52.2)	0.226	0.027	307	(52.5)	292	(45.6)	2.166	-0.081
소득수준	1분위	92	(8.5)	618	(25.1)	85.538^**	0.409	69	(10.3)	64	(9.9)	1.251	-0.033
	2분위	134	(15.0)	582	(22.7)		0.201	92	(17.3)	86	(15.9)		-0.035
	3분위	129	(21.5)	345	(18.5)		-0.060	75	(19.7)	89	(21.2)		0.085
	4분위	163	(28.7)	280	(15.8)		-0.272	87	(24.6)	88	(21.5)		0.006
	5분위	152	(26.4)	211	(17.9)		-0.336	91	(28.1)	87	(31.5)		-0.024
경제활동 참여 상태	미참여	192	(27.3)	984	(45.2)	37.287^**	-0.413	132	(29.5)	125	(28.1)	0.118	0.037
경제활동 참여 상태	참여	478	(72.7)	1,052	(54.8)	37.287^**	-0.413	282	(70.5)	289	(71.9)	0.118	0.037
의료보장 형태	건강보험	659	(99.3)	1,865	(91.8)	79.636^**	-0.313	403	(98.7)	405	(98.1)	0.522	0.031
	의료급여	10	(0.7)	168	(8.1)		0.318	10	(1.2)	8	(1.8)		-0.033
	기타	1	(0.1)	3	(0.1)		-0.000	1	(0.1)	1	(0.1)		0.000
민간의료 보험 가입 여부	미가입	146	(15.6)	887	(34.3)	58.179^**	-0.477	89	(12.2)	90	(11.8)	0.021	-0.006
민간의료 보험 가입 여부	가입	524	(84.4)	1,149	(65.7)	58.179^**	-0.477	325	(87.8)	324	(88.2)	0.021	-0.006
장애 보유 여부	미보유	640	(96.6)	1,770	(90.2)	21.893^**	0.307	388	(94.8)	380	(95.5)	0.211	0.075
장애 보유 여부	보유	30	(3.4)	266	(9.8)	21.893^**	0.307	26	(5.2)	34	(4.5)	0.211	0.075
만성질환 보유 여부	미보유	523	(86.5)	285	(23.2)	541.566^**	1.678	269	(76.4)	269	(74.3)	0.314	0.000
만성질환 보유 여부	보유	147	(13.5)	1,751	(76.8)	541.566^**	1.678	145	(23.6)	145	(25.7)	0.314	0.000
주관적 건강 상태	나쁨	87	(12.4)	668	(26.7)	48.739^**	0.486	66	(14.2)	69	(13.2)	0.646	0.020
	보통	328	(49.9)	914	(50.6)		-0.081	209	(52.5)	203	(56.1)		-0.029
	좋음	255	(37.7)	454	(22.7)		-0.349	139	(33.3)	142	(30.6)		0.015
흡연	비흡연	409	(59.8)	1,292	(61.5)	38.274^**	-	253	(59.5)	249	(62.1)	2.610	-
	과거흡연	103	(14.9)	536	(25.6)			75	(18.3)	110	(21.5)
	현재흡연	158	(25.3)	208	(12.9)			86	(22.2)	55	(16.4)
음주	비음주	179	(22.9)	1,137	(47.1)	68.564^**	-	124	(25.9)	151	(26.7)	0.045	-
음주	음주	491	(77.1)	899	(52.9)	68.564^**	-	290	(74.1)	263	(73.3)	0.045	-
신체활동	비운동자	364	(54.5)	922	(44.5)	11.113^*	-	213	(49.6)	192	(46.7)	0.375	-
신체활동	운동자	306	(45.5)	1,114	(55.5)	11.113^*	-	201	(50.4)	222	(53.3)	0.375	-

주: D, Standardized Mean Difference.

*p<0.05, **p<0.01.

반면 성향점수매칭 이후에는 모든 변수에서 집단 간 특성의 차이가 완화되었으며 각 변수의 표준화 평균차(SMD) 는 –0.132에서 0.103 사이로 분포하여 모두 0.2 미만인 것으로 나타났다. 이를 바탕으로 성향점수매칭 후 상용치료원 보유군과 미보유군 간 공변량 균형이 전반적으로 확보된 것으로 판단된다.

성향점수매칭 이후 연구 대상자의 인구사회학적 요인을 살펴보면, 전반적으로 여성의 비율이 남성에 비해 높았으며 연령은 40~60대가 큰 비중을 차지하였다. 교육수준은 대학교 이상이 가장 많았고 결혼 상태는 배우자가 있는 경우가 배우자가 없는 경우보다 많았다. 경제적 요인에서는 비수도권 거주자와 수도권 거주자의 비율이 유사하게 나타났으며 소득수준은 4~5분위의 비율이 높았다. 경제활동은 참여자가 미참여자보다 많았고 건강보험 가입자가 대다수를 차지하였으며 민간의료보험 가입률도 높게 나타났다. 건강 관련 요인에서는 장애 미보유자가 대부분이었고 만성질환은 미보유자의 비중이 더 높았다. 주관적 건강 상태는 ‘보통’으로 응답한 자가 가장 많았으며 흡연은 비흡연자가 대부분이었고 음주는 음주자의 비율이 더 높았다. 신체활동은 운동자와 비운동자의 비율이 유사하게 나타났다.

한편, 분석의 통계적 안정성을 확보하기 위해 의료보장 형태 변수에서 ‘기타’ 범주의 빈도가 극히 적은 점을 고려하여 해당 범주를 의료급여 범주와 병합하고 건강보험과 의료급여·기타의 두 범주로 단순화하여 카이제곱 검정을 수행하였다. 빈도표는 원자료의 세 범주 구조를 유지하여 제시하였다.

2. 상용치료원 보유 여부에 따른 연도별 건강 관련 삶의 질 변화 추이

[그림 1]은 성향점수매칭 수행 전 상용치료원 보유 여부에 따른 연도별 건강 관련 삶의 질 변화 추이를 나타낸 것이다. 상용치료원 보유군의 건강 관련 삶의 질 평균은 2019년 0.869(95% 신뢰구간: 0.863-0.875), 2020년 0.868(95% 신뢰구간: 0.862-0.874), 2021년 0.871(95% 신뢰구간: 0.865-0.876)로 전체적으로 큰 변화 없이 유지되는 양상을 보였다. 반면 상용치료원 미보유군의 건강 관련 삶의 질 평균은 2019년 0.913(95% 신뢰구간: 0.907-0.918), 2020년 0.914(95% 신뢰구간: 0.909-0.919), 2021년 0.920(95% 신뢰구간: 0.915-0.925)으로 점진적인 증가 추세를 나타냈다.

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그림 1

성향점수매칭 전 상용치료원 보유 여부에 따른 연도별 건강 관련 삶의 질 변화 추이

[그림 2]는 성향점수매칭 수행 후 상용치료원 보유 여부에 따른 연도별 건강 관련 삶의 질 변화 추이를 나타낸 것이다. 상용치료원 보유군의 건강 관련 삶의 질 평균은 2019년 0.899(95% 신뢰구간: 0.891-0.907)에서 2020년 0.907(95% 신뢰구간: 0.899-0.915)로 일시적으로 상승한 후 2021년에는 0.905(95% 신뢰구간: 0.897-0.913)로 소폭 감소하였다. 반면 상용치료원 미보유군의 건강 관련 삶의 질 평균은 2019년 0.908(95% 신뢰구간: 0.900-0.916)에서 2020년 0.906(95% 신뢰구간: 0.898-0.914)으로 다소 감소하였으나 2021년에는 0.918(95% 신뢰구간: 0.911-0.925)로 증가하는 양상을 보였다.

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그림 2

성향점수매칭 후 상용치료원 보유 여부에 따른 연도별 건강 관련 삶의 질 변화 추이

3. 상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향

가. 상용치료원 보유 여부가 유지된 집단에 대한 주요 분석

<표 3>은 성향점수매칭 수행 후 상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향을 확률효과모형에 기반한 패널회귀분석으로 분석한 결과를 제시한 것이다.

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표 3

상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향: 유지집단

변수(Ref.)		건강 관련 삶의 질
변수(Ref.)		Coef.	Lower 95% CI	Upper 95% CI	P-value
상용치료원 보유 여부(미보유)	보유	-0.006	-0.013	0.001	0.099
연도(2019년)	2020년	0.001	-0.005	0.007	0.733
연도(2019년)	2021년	0.008	0.002	0.014	0.010
성별(남성)	여성	0.001	-0.010	0.013	0.793
연령(19~29세)	30~39세	-0.004	-0.024	0.016	0.713
	40~49세	0.004	-0.016	0.023	0.691
	50~59세	0.004	-0.016	0.025	0.670
	60~69세	0.002	-0.019	0.023	0.838
	70세 이상	-0.020	-0.042	0.003	0.086
교육수준(초등학교 이하)	중학교	-0.003	-0.017	0.011	0.674
	고등학교	0.004	-0.008	0.017	0.483
	대학교 이상	0.008	-0.006	0.023	0.246
결혼 상태(배우자 없음)	배우자 있음	0.004	-0.005	0.014	0.341
거주지역(수도권)	비수도권	0.001	-0.007	0.010	0.736
소득수준(1분위)	2분위	-0.003	-0.013	0.007	0.567
	3분위	-0.002	-0.013	0.009	0.710
	4분위	-0.005	-0.016	0.007	0.401
	5분위	-0.001	-0.014	0.011	0.817
경제활동 참여 상태(미참여)	참여	0.015	0.007	0.023	<0.001^**
의료보장 형태(건강보험)	의료급여	0.002	-0.020	0.024	0.864
의료보장 형태(건강보험)	기타	-0.049	-0.145	0.048	0.321
민간의료보험 가입 여부(미가입)	가입	0.012	0.002	0.021	0.022^{^*}
장애 보유 여부(미보유)	보유	-0.037	-0.051	-0.023	<0.001^**
만성질환 보유 여부(미보유)	보유	-0.013	-0.021	-0.005	<0.001^**
주관적 건강 상태(나쁨)	보통	0.032	0.024	0.041	<0.001^**
주관적 건강 상태(나쁨)	좋음	0.048	0.039	0.057	<0.001^**
흡연(비흡연)	과거흡연	0.009	-0.003	0.021	0.124
흡연(비흡연)	현재흡연	-0.000	-0.013	0.013	0.965
음주(비음주)	음주	0.005	-0.003	0.013	0.191
신체활동(비운동자)	운동자	0.012	0.006	0.018	<0.001^**
Intercept		0.842	0.813	0.870	<0.001^**
R²		0.135

주: Coef., Coefficient; CI, Confidence Interval.

*p<0.05, **p<0.01.

회귀모형의 설명력은 13.5%로 나타났으며 상용치료원 보유군은 미보유군보다 건강 관련 삶의 질이 0.006 낮았으나 통계적으로 유의하지는 않았다. 건강 관련 삶의 질에 유의한 영향을 미치는 주요 변수로는 경제활동 참여 상태, 민간의료보험 가입 여부, 장애 보유 여부, 만성질환 보유 여부, 주관적 건강 상태, 신체활동이 확인되었다. 경제활동에 참여하는 경우와 민간의료보험에 가입한 경우는 각각 0.015, 0.012 높은 건강 관련 삶의 질을 보였다. 반면 장애를 보유한 경우, 만성질환을 보유한 경우에는 건강 관련 삶의 질이 각각 0.037, 0.013만큼 낮은 것으로 나타났다. 주관적 건강 상태가 ‘보통’ 및 ‘좋음’인 경우는 ‘나쁨’에 비해 각각 0.032, 0.048만큼 높은 건강 관련 삶의 질을 보였으며 운동자는 비운동자보다 건강 관련 삶의 질이 0.012 높았다.

나. 사회경제적 및 건강 관련 특성에 따른 하위군 분석

본 연구의 주요 분석 결과, 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향은 통계적으로 유의하지 않은 것으로 확인되었다. 이에 사회경제적 및 건강 관련 특성에 따른 잔여 교란 가능성을 보완하기 위해 하위군 분석을 추가로 수행하였다. 하위군 분석 변수는 정책적·학술적 의미가 크고 상용치료원의 효과에 영향을 미칠 가능성이 높은 변수들을 중심으로 선정하였다. 사회경제적 요인에는 성별, 연령, 거주지역, 소득수준, 의료보장 형태를 포함하였고 건강 관련 요인에는 장애 보유 여부, 만성질환 보유 여부, 주관적 건강 상태를 포함하였다.

<표 4>는 사회경제적 및 건강 관련 특성에 따른 하위군에서 상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향을 제시한 것이다. 성별, 거주지역, 소득수준, 장애, 만성질환, 주관적 건강 상태에 따른 집단에서는 전반적으로 상용치료원을 보유한 군이 보유하지 않은 군보다 낮은 건강 관련 삶의 질을 보였으나 대부분 통계적으로 유의하지 않았다. 그러나 남성 집단과 주관적 건강 상태가 ‘나쁨’인 집단에서는 상용치료원을 보유한 경우 보유하지 않은 경우에 비해 건강 관련 삶의 질이 각각 0.014, 0.020만큼 통계적으로 유의하게 낮았다. 연령과 의료보장 형태에서는 범주별로 방향성이 다르게 나타났다. 연령의 경우, 청년에서 상용치료원을 보유한 군이 보유하지 않은 군보다 건강 관련 삶의 질이 높았고 중년과 장년에서는 낮았다. 의료보장 형태별로는 건강보험 가입자에서 상용치료원을 보유한 경우 보유하지 않은 경우에 비해 낮은 건강 관련 삶의 질을 보였으며 의료급여 수급자에서는 높게 나타났다. 그러나 이 차이는 통계적으로 유의하지 않았다.

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표 4

상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향: 사회경제적 및 건강 관련 특성

변수	범주	건강 관련 삶의 질
변수	범주	Coef.	Lower 95% CI	Upper 95% CI	P-value
성별	남성	-0.014	-0.024	-0.003	0.011^{^*}
성별	여성	-0.002	-0.012	0.009	0.767
연령	청년(19~39세)	0.001	-0.019	0.020	0.957
	중년(40~59세)	-0.002	-0.009	0.005	0.601
	장년(60세 이상)	-0.013	-0.027	0.001	0.062
거주지역	수도권	-0.005	-0.018	0.008	0.490
거주지역	비수도권	-0.006	-0.015	0.004	0.228
소득수준	저소득(1~2분위)	-0.007	-0.021	0.006	0.286
소득수준	중·고소득(3~5분위)	-0.006	-0.014	0.002	0.168
의료보장 형태	건강보험	-0.006	-0.013	0.002	0.152
의료보장 형태	의료급여+기타	0.001	-0.133	0.136	0.983
장애 보유 여부	미보유	-0.006	-0.013	0.002	0.137
장애 보유 여부	보유	-0.032	-0.090	0.026	0.283
만성질환 보유 여부	미보유	-0.006	-0.015	0.003	0.171
만성질환 보유 여부	보유	-0.006	-0.017	0.005	0.286
주관적 건강 상태	나쁨	-0.020	-0.040	-0.000	0.046^{^*}
	보통	-0.004	-0.015	0.006	0.430
	좋음	-0.002	-0.009	0.006	0.665

주:

1) 각 범주별 계수는 상용치료원 보유(Ref.=미보유)의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향을 의미함.
2) 분석에는 연도, 인구사회학적·경제적·건강 관련 요인 등 주요 분석과 동일한 통제변수를 포함함.
3) Coef., Coefficient; CI, Confidence Interval.

*p<0.05, **p<0.01.

다. 상용치료원 보유 여부가 변동된 집단에 대한 추가 분석

본 연구는 앞서 상용치료원 보유 여부가 3년간 일관되게 유지된 집단을 대상으로 상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향을 살펴보았다. 그러나 실제 현실에서는 개인의 상용치료원 보유 여부가 시간에 따라 변동되는 경우가 많다(윤성훈 외, 2022). 이에 따라 상용치료원 보유 여부의 변화가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향을 확인하고자 연도별로 보유 여부가 달라진 집단을 대상으로 추가 분석을 수행하였다. 이를 위해 2019년부터 2021년까지 상용치료원 보유 여부가 변동된 집단을 추출한 후 유지집단과 동일한 방식으로 성향점수매칭을 실시하고 확률효과모형에 기반한 패널회귀분석을 수행하였다. 또한 변동집단은 보유 여부가 시점에 따라 변화하므로 상용치료원을 보유한 연도 수를 반영한 ‘보유 기간’ 변수를 추가로 분석에 포함하였으며 매칭변수와 통제변수는 유지집단과 동일하게 설정하여 분석의 일관성을 확보하였다.

상용치료원 보유 여부가 변동된 집단의 연구 대상자 특성은 2019년을 기준으로 성향점수매칭 전·후로 비교한 결과를 <부표 1>에 별도로 제시하였다. 상용치료원 보유 여부가 유지된 집단과 변동된 집단 간 특성 차이를 살펴본 결과, 통계적으로 유의한 차이는 없었으나 변동집단은 유지집단에 비해 고령자와 만성질환자의 비율이 더 높고 교육수준과 음주율은 낮은 경향을 보여 건강 및 사회경제적 측면에서 실질적인 이질성이 존재하는 것으로 판단된다.

<표 5>는 상용치료원 보유 여부가 변동된 집단을 대상으로 성향점수매칭 수행 후 상용치료원의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향을 확률효과모형에 기반한 패널회귀분석으로 분석한 결과를 제시한 것이다. 상용치료원 보유군은 미보유군보다 건강 관련 삶의 질이 0.003 낮았으나 통계적으로 유의하지는 않았고 상용치료원 보유 기간이 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향도 통계적으로 유의하지 않았다. 상용치료원 보유 여부가 유지된 집단과 변동된 집단 간 상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향을 비교하였을 때, 두 집단 모두에서 상용치료원 보유는 건강 관련 삶의 질과 음의 방향으로 연관되어 있었으며 통계적으로 유의한 차이는 나타나지 않았으나 효과의 크기에서는 차이를 보였다. 유지집단에서는 상용치료원을 보유한 군이 보유하지 않은 군에 비해 건강 관련 삶의 질이 0.006 낮았으며 변동집단에서는 그 차이가 0.003으로 유지집단보다 작게 나타났다.

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표 5

상용치료원 보유의 건강 관련 삶의 질에 대한 영향: 변동집단

변수(Ref.)		건강 관련 삶의 질
변수(Ref.)		Coef.	Lower 95% CI	Upper 95% CI	P-value
상용치료원 보유 여부(미보유)	보유	-0.003	-0.007	0.000	0.082
상용치료원 보유 기간(1년)	2년	-0.000	-0.006	0.006	0.976

주:

1) 분석에는 연도, 인구사회학적·경제적·건강 관련 요인 등 주요 분석과 동일한 통제변수를 포함함.
2) Coef., Coefficient; CI, Confidence Interval.

*p<0.05, **p<0.01.

Ⅴ. 고찰

본 연구는 2019년부터 2021년까지의 한국의료패널 자료를 활용하여 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 어떠한 영향을 미치는지 종단적으로 분석하였다. 3년 동안 상용치료원 보유 여부가 일관된 만 19세 이상 성인을 대상으로 성향점수매칭을 통해 상용치료원 보유군과 미보유군 간 기본 특성 차이를 보정한 후 확률효과모형에 기반한 패널회귀분석을 적용하여 그 영향을 규명하였다.

성향점수매칭 수행 전에는 결혼 상태와 거주지역을 제외한 여러 인구사회학적, 경제적, 건강 관련 특성에서 상용치료원 보유군과 미보유군 간 통계적으로 유의한 차이가 관찰되었다. 이는 상용치료원 보유 여부에 따라 기본 특성의 이질성이 존재한다는 것을 보여준다. 그러나 성향점수매칭 수행 이후에는 두 집단 간 특성 차이가 감소하였으며 모든 변수에서 표준화 평균차(SMD) 값이 0.2 미만으로 나타나 전반적으로 공변량 균형이 확보되었음을 알 수 있다.

상용치료원 보유 여부에 따른 연도별 건강 관련 삶의 질 변화 추이를 분석한 결과, 성향점수매칭 전에는 상용치료원을 보유한 군의 건강 관련 삶의 질이 상용치료원을 보유하지 않은 군보다 낮았으며 두 집단 간 격차도 연도별로 일정하게 유지되는 양상이 관찰되었다. 그러나 성향점수매칭 후에는 두 집단 간 건강 관련 삶의 질 격차가 감소하였고 연도별 변화 추이 또한 유사한 방향성을 보였다. 특히 매칭 후 결과를 보면, 상용치료원을 보유하지 않은 군의 건강 관련 삶의 질은 2020년에 하락했다가 2021년에 다시 상승하는 형태를 보인 반면 상용치료원을 보유한 군의 건강 관련 삶의 질은 2020년에 증가하였다가 2021년에 소폭 하락하는 양상을 보여 전반적으로 더 안정적인 패턴을 보였다. 이러한 양상은 2020년 코로나19 팬데믹이라는 외부 충격 상황에도 불구하고 상용치료원을 보유한 군의 건강 관련 삶의 질 변화가 보유하지 않은 군보다 상대적으로 안정적으로 유지되었음을 나타낸다. 이는 상용치료원이 위기 상황에서도 의료 접근성과 건강관리의 연속성을 유지하는 데 기여했을 가능성을 시사한다. 이러한 해석은 상용치료원이 예방적 의료서비스 향상에 긍정적으로 기여한다고 보고한 Blewett et al.(2008), Xu(2002)의 논의와도 일치한다. 또한 주치의가 있는 사람은 주치의가 없는 사람보다 예방적 건강관리를 더 많이 받았다고 보고한 노나리 외(2022), 상용치료원 보유가 미충족의료를 경험할 가능성을 낮추는 데 기여한다고 제시한 김광묘와 김창엽(2020)의 연구와도 맥락을 같이 한다. 즉, 상용치료원이 건강 관련 삶의 질 변화에 일정 부분 긍정적 역할을 할 수 있음을 의미한다. 다만 상용치료원 보유군의 건강 관련 삶의 질이 전반적으로 낮았으며 성향점수매칭 이후에도 이러한 격차가 완전히 해소되지 않은 점은 상용치료원 보유만으로는 건강 관련 삶의 질 격차를 근본적으로 개선하는 데 한계가 있음을 보여준다. 이러한 한계는 한국의 의료체계가 여전히 병원 중심의 의료 이용 구조를 가지고 있고(최병호, 2016) 주치의 제도나 지속적인 일차의료체계가 충분히 활성화되지 않았으며(송연재, 권순만, 2020) 상용치료원 또한 단순히 자주 이용하는 의료기관으로 인식되고 있는(김두리, 2016) 제도적·구조적 특성에서 기인했을 가능성이 있다. 이러한 특성은 상용치료원이 예방, 상담, 진료 등 포괄적 건강관리 기능을 충분히 발휘하는 데 제약으로 작용했을 수 있으며 이는 상용치료원의 기능적 역할 내실화와 제도적 기반 강화의 필요성을 시사한다. 특히 건강 상태나 사회경제적 요인에 따라 상용치료원의 영향이 달라질 수 있으므로 상용치료원의 기능을 강화함과 동시에 다양한 집단의 특성을 고려한 다층적 접근이 필요하다.

성향점수매칭 후의 자료를 활용하여 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향을 검증하기 위해 확률효과모형에 기반한 패널회귀분석을 수행한 결과, 상용치료원을 보유한 집단은 보유하지 않은 집단에 비해 건강 관련 삶의 질이 평균적으로 0.006 낮은 것으로 나타났으나 이는 통계적으로 유의하지 않았다. 성향점수매칭을 통해 주요 건강 특성을 통제했음에도 이러한 차이는 유의하지 않게 나타났다. 이는 효과 크기 자체의 한계뿐 아니라 건강 관련 삶의 질이라는 복합적 구조를 지닌 지표의 특성상 집단 수준에서 뚜렷한 차이가 드러나기 어려운 점과도 관련이 있다. 건강 관련 삶의 질은 단기적인 의료 이용이나 특정 요인의 변화만으로 크게 변동하기 어렵고 다양한 요인의 상호작용에 의해 누적적으로 형성되는 복합적 결과 지표이기 때문이다. 이러한 지표 특성으로 인해 단일 요인과 3년이라는 비교적 짧은 관찰 기간만으로는 건강 관련 삶의 질의 변화를 충분히 포착하기 어려웠을 가능성이 있다. 또한 이러한 구조적 요인 외에도 조사에서 측정되지 않은 건강 상태나 의료 이용 성향, 건강에 대한 관심도 등 비관측 요인이 결과에 영향을 미쳤을 가능성도 배제할 수 없다. 이는 선행연구에서 제시된 맥락과도 일치한다. Xu(2002)는 만성질환을 보유하거나 건강에 민감한 개인일수록 지속적인 모니터링과 예방적 진료를 위해 상용치료원을 선호하며 건강에 대한 우려로 의료서비스를 더 적극적으로 이용하는 경향이 있다는 개념적 논의를 제시하였으며 본 연구에서도 이러한 비관측 요인이 상용치료원 보유와 건강 관련 삶의 질 간의 연관성에 영향을 미쳤을 가능성을 뒷받침한다. 앞서 언급한 제도적 맥락을 고려할 때, 단순 보유 여부만으로 상용치료원의 건강 관련 삶의 질 향상 효과를 명확히 설명하는 데에는 근본적인 한계가 존재한다. 국내외 선행연구에서도 이러한 해석을 일정 부분 뒷받침할 수 있는 결과가 보고되었다. Yokokawa et al.(2021)은 일본에서 수행된 설문조사 결과를 분석하여 주치의를 보유한 집단에서 정신건강 영역의 건강 관련 삶의 질 점수는 상대적으로 높았으나 신체건강 영역 점수는 낮은 경향이 나타났다고 보고하였다. 이는 주치의 보유가 건강 관련 삶의 질 전체가 아닌 특정 영역에 제한적으로 작용할 수 있음을 시사한다. 신채환 외(2025)는 만성질환을 가진 노인을 대상으로 한 연구에서 상용치료원 보유 여부가 주관적 건강 상태와 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향은 통계적으로 유의하지 않았다고 보고하였으며 상용치료원을 보유한 집단 내에서도 질병의 중증도나 지속 기간, 상용치료원의 유형에 따른 의료서비스 제공의 차이 등 집단 내부의 이질성이 영향을 미쳤을 가능성이 있기 때문이라고 해석하였다. 이러한 결과는 본 연구에서 확인된 집단 간 효과의 미미함뿐만 아니라 통계적 유의성 부재와도 맥락적으로 부합한다. 즉, 상용치료원 보유군 내부의 의료 이용 성향, 질환 특성 등이 이질적일 가능성을 고려할 때 이러한 내재적 이질성이 평균적인 건강 관련 삶의 질 수준에 영향을 미쳤을 가능성이 존재한다. 한편, 매개 요인에 주목한 연구들은 본 연구 결과의 해석을 더욱 심화하는 근거를 제공한다. AlRuthia et al.(2020)은 인지 기능이 정상인 당뇨병 환자를 대상으로 주치의에 대한 신뢰와 건강 관련 삶의 질의 관계를 분석한 결과, 주치의에 대한 신뢰 수준이 건강 관련 삶의 질의 여러 영역과 정적 상관관계를 보인다고 밝혔다. 이는 단순한 상용치료원 보유 여부보다는 의료진에 대한 신뢰가 건강 관련 삶의 질 향상에 핵심적 역할을 할 수 있음을 보여준다. 최형심(2023) 은 상용치료원의 보유와 만성질환자의 건강 관련 삶의 질 간 관계에서 환자 중심 의사소통의 매개 효과를 확인하였으며 상용치료의사가 있는 경우 상용치료원의 규모와 관계없이 환자 중심 의사소통이 건강 관련 삶의 질을 향상시키는 데 유의한 매개 역할을 하는 것으로 나타났다. 이는 본 연구 결과가 유의하지 않게 나타난 또 다른 설명 요인이 될 수 있으며 본 연구에서 직접적으로 측정하지 않은 의사와 환자 간의 관계나 의사소통의 질과 같은 요인이 상용치료원 보유와 건강 관련 삶의 질 간의 연관성에 영향을 미쳤을 가능성을 나타낸다고 할 수 있다. 이와 달리 상용치료원이 의료 이용, 의료비 등의 과정 지표에는 긍정적인 영향을 미친다는 근거는 다수의 연구에서 확인되고 있다. 임유나와 이태진(2024)은 상용치료원 보유가 총 의료비 지출 및 입원 이용 감소에 유의한 효과를 보였으며 특히 고혈압이나 당뇨병 등 만성질환자에서 그 효과가 보다 뚜렷하게 나타났다고 보고하였다. Pati et al.(2003)은 주치의를 보유한 민간보험 가입 아동이 주치의를 보유하지 않은 아동에 비해 1인당 연간 의료비 지출이 낮았다고 밝혔으며 이는 상용치료원이 의료비 절감 등 과정 지표 개선에는 기여할 수 있음을 의미한다. 이러한 점을 종합할 때, 상용치료원의 효과가 없다는 의미라기보다는 건강 관련 삶의 질이라는 지표의 복합적 특성과 다양한 제도적 맥락, 비관측 요인의 상호작용으로 인해 그 효과가 단기간 또는 집단 수준에서 뚜렷하게 드러나기 어려웠음을 시사한다. 상용치료원의 효과는 의료 이용이나 의료비와 같은 과정 지표에서는 비교적 명확히 드러나지만 건강 관련 삶의 질이라는 장기적·복합적 결과 지표 수준에서는 비관측 요인, 집단 내 이질성, 매개 요인 등의 영향으로 인해 그 효과가 충분히 반영되지 않았을 가능성이 있다. 이는 상용치료원의 기능적 한계를 의미한다기보다 건강 관련 삶의 질이라는 궁극적 지표의 복합적 특성을 감안할 때 보다 장기적이고 정밀한 추가 연구가 필요함을 시사한다.

한편, 상용치료원 보유 여부와 달리 경제활동 참여 상태, 민간의료보험 가입 여부, 장애 보유 여부, 만성질환 보유 여부, 주관적 건강 상태, 신체활동은 건강 관련 삶의 질에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로 경제활동에 참여한 경우, 민간의료보험에 가입한 경우, 주관적 건강 상태를 좋게 인식한 경우, 신체활동을 하는 경우 건강 관련 삶의 질이 통계적으로 유의하게 높았다. 반면 장애를 보유하거나 만성질환이 있는 경우에는 건강 관련 삶의 질이 유의미하게 낮은 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 선행연구에서도 확인된 바 있다. 김경화와 이상구(2020)는 주관적 건강 상태와 동반질환 유병 개수(6개 이상) 등이 건강 관련 삶의 질과 밀접하게 관련되어 있음을 보고하였으며 이혜주(2022)는 경제활동 상태, 신체활동 등이 건강 관련 삶의 질에 유의한 영향을 미친다고 제시하였다. 이는 본 연구 결과와 유사하며 건강 관련 삶의 질이 단순한 의료 이용이나 상용치료원 보유 여부만이 아니라 개인의 사회경제적 지위, 건강행태, 주관적 건강 상태 등 다양한 사회경제적 요인과 건강 요인의 복합적인 영향을 받는다는 점을 뒷받침한다. 즉, 건강 관련 삶의 질 향상을 위해 건강행태 개선, 건강 취약계층에 대한 맞춤형 지원 등 다차원적인 접근이 필요함을 의미한다.

본 연구는 다음과 같은 측면에서 의의를 지닌다. 먼저, 국내 성인을 대상으로 상용치료원 보유 여부에 따른 건강 관련 삶의 질의 시간적 변화를 살펴보았다는 점에서 의의가 있다. 기존 연구들은 주로 단면자료에 기반하여 상용치료원의 효과를 분석하였으나, 본 연구는 3년간의 한국의료패널 데이터를 활용하여 개인의 변화를 추적하고 시간적 인과성을 고려한 분석을 시도함으로써 기존 연구와는 차별화된 접근을 시도하였다. 둘째, 3년간 상용치료원 보유 여부가 일관된 집단을 대상으로 상용치료원 보유군과 미보유군 간 관찰 가능한 특성의 차이를 최소화하기 위해 성향점수매칭 기법을 적용한 후 확률효과모형을 이용한 패널회귀분석을 수행함으로써 방법론적 정밀성을 강화하였다. 이를 통해 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 고유 효과를 신뢰성 있게 추정하고자 하였다. 셋째, 개인의 사회경제적 및 건강 관련 특성에 따른 다양한 하위군 분석을 병행함으로써 잔여 교란 가능성을 최소화하였다. 이는 관측되지 않은 집단 간 이질성이 결과에 미치는 영향을 완화하여 상용치료원의 효과를 보다 정밀하게 이해하려는 분석적 시도를 반영한 것이다.

반면 본 연구에는 다음과 같은 제한점이 존재한다. 첫째, 상용치료원 보유 여부가 개인의 건강 상태와 밀접하게 관련될 가능성이 있음에도 불구하고 이에 대해 완전히 통제하는 데 한계가 있었다. 성향점수매칭을 통해 주요 관찰 가능한 건강 특성에 대한 집단 간 통계적 유사성은 확보하였으나 건강 상태를 완전히 동일하게 일치시키는 데 한계가 있었으며 건강에 대한 관심도나 태도 등 비관측 요인은 통제하지 못했을 가능성이 있다. 둘째, 상용치료원 보유 여부와 건강 관련 삶의 질 모두 연구 대상자의 자가보고(Self-report) 방식으로 수집된 자료이기 때문에 응답자의 주관적 인식이나 기억 편향 등에 따른 측정 오차 가능성을 완전히 배제하기 어렵다. 이는 분석 결과의 정확성과 신뢰성에 일정 부분 영향을 미칠 수 있다. 셋째, 2019년부터 2021년까지의 3개년 패널 자료는 관측 기간이 짧아 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 장기적인 영향을 충분히 반영하기에는 한계가 있었다. 특히 건강 관련 삶의 질은 단기간보다는 장기간에 걸친 의료 이용과 건강행태의 영향을 받을 수 있기 때문에 이러한 점이 연구 결과를 해석하는 데 일정한 제약으로 작용할 수 있다. 이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 상용치료원의 기능적 역할과 그 한계에 대한 실증적 근거를 제시함으로써 향후 일차의료 기능 강화와 건강 관련 삶의 질 증진을 위한 정책적 논의에 유용한 기초자료로 활용될 수 있을 것으로 기대된다.

Ⅵ. 결론 및 제언

우리나라는 인구 고령화에 따른 의료 기대 수준의 상승, 의료비 지출 증가라는 복합적인 문제에 직면하면서 이를 해결하기 위한 방안으로 일차의료의 필요성이 강조되고 있다(윤재문 외, 2021). 일차의료는 최초 접촉, 포괄성, 조정 기능, 지속성이라는 네 가지 핵심 속성을 통해(Starfield, 1998) 국민 건강 증진과 의료체계의 효율성 제고에 기여할 수 있는 중요한 기반으로 여겨진다. 다만 국내 일차의료는 병원 중심 구조와 대형병원 쏠림 현상 등 구조적 한계를 지닌다(최병호, 2016). 1인당 외래진료 횟수와 평균 재원일수는 OECD 평균의 2배 이상으로 나타났으며 병상 수도 꾸준히 증가하고 있다(이재호, 2018; OECD, 2018). 또한 일차의료기관에 대한 명확한 제도적 정의나 체계화가 부족하고(윤보영, 안정훈, 2020) 의원급 의료기관이 일차의료 역할을 기대받고 있음에도 불구하고 실제로는 예방적 관리나 포괄적 기능 수행이 충분히 이루어지지 않고 있다(최병호, 2016). 이로 인해 현재 일차의료 본래의 역할이 제한적으로 구현되고 있는 상황이다. 이러한 한계에도 불구하고 일차의료 강화를 위한 논의는 지속적으로 제기되어왔다. 그 과정에서 최근 10여 년간 일차의료의 질은 개선되었고(건강보험심사평가원, 2022) 기능적 일차의료에 대한 논의도 함께 활성화되었다(윤재문 외, 2021). 그러나 국제 비교 지표는 여전히 대체로 양극단에 분포하고 있으며 일차의료 취약성과 보건의료의 공공성 부족이 그 원인으로 지적되고 있다(이재호, 2018). 이에 따라 일차의료의 기능을 강화하고 그 역할을 실질적으로 구현할 수 있는 기반 마련이 필요하다.

이러한 배경 속에서 본 연구는 2019년부터 2021년까지의 한국의료패널 조사 데이터를 활용하여 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향을 종단적으로 분석하였다. 특히 3년간 상용치료원 보유 여부가 일관된 집단을 대상으로 상용치료원 보유군과 미보유군을 명확히 구분하고 성향점수매칭을 통해 관찰 가능한 특성의 차이를 최소화한 후 확률효과모형에 기반한 패널회귀분석을 수행함으로써 시간적 인과성을 고려한 정밀한 분석을 시도하였다. 또한 다양한 하위군 분석을 병행함으로써 남아 있을 수 있는 잔여 교란 변수를 최소화하고자 하였다. 이러한 방법론적 정밀성을 바탕으로 분석한 결과, 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향은 통계적으로 유의하지 않았다. 성향점수매칭으로 관찰 가능한 특성을 통제한 이후에도 상용치료원 보유와 건강 관련 삶의 질 간 뚜렷한 연관성은 나타나지 않았으며 이는 기존 연구에서 상용치료원이 의료 이용이나 의료비 등 과정 지표에는 일정 부분 긍정적인 영향을 미쳤던 것과 달리 건강 관련 삶의 질이라는 결과 지표에는 유의한 영향을 미치지 않았음을 시사한다. 이러한 결과는 건강 관련 삶의 질이라는 궁극적 결과 지표가 단기간의 변화나 단일 요인의 영향을 민감하게 반영하지 않는 특성을 가지고 있기 때문에 효과가 집단 수준에서 뚜렷하게 나타나지 않았을 수 있다. 또한 비교적 짧은 관찰 기간과 비관측 요인, 제도적 구조가 영향을 미쳤을 가능성도 있다. 즉, 이러한 다양한 요인의 복합적 작용으로 인해 상용치료원 보유 여부만으로는 건강 관련 삶의 질을 충분히 설명하기 어렵다는 점을 보여준다.

결론적으로, 본 연구는 상용치료원 보유가 건강 관련 삶의 질에 미치는 영향을 민감하게 검토할 수 있는 분석 설계를 바탕으로 하였음에도 불구하고 통계적으로 유의한 효과를 확인하지 못했다는 점에서 상용치료원의 효과가 건강 관련 삶의 질이라는 장기적 결과 지표 수준에서는 뚜렷하게 드러나지 않았을 가능성을 보여준다. 이는 다양한 요인의 복합적 영향에 기인한 결과로 해석될 수 있으며 특히 상용치료원의 제도적 기반 미비가 이러한 결과에 일정 부분 영향을 미쳤을 가능성이 있다. 따라서 상용치료원이 예방, 상담, 조정, 지속적 관리 등의 기능을 실질적으로 수행할 수 있도록 정책적 기반을 강화할 필요가 있다.

이를 바탕으로 다음과 같은 제언을 제시하고자 한다. 첫째, 상용치료원의 질적 기능을 강화하기 위한 환경 조성이 필요하다. 단순히 상용치료원을 보유하는 것을 넘어 상용치료원이 예방적 건강관리, 건강 상담, 지속적 모니터링을 수행할 수 있도록 기능적 역할의 내실화가 요구되며 의료진 교육 강화와 예방·상담 중심 진료에 대한 인센티브 지급 등을 포함한 지원이 함께 이루어져야 할 필요가 있다. 둘째, 상용치료원의 연계·조정 기능을 제고하기 위한 제도적 기반 마련이 필요하다. 상용치료원이 의료 이용의 연속성과 조정 기능을 충분히 수행할 수 있도록 환자에 대한 일관되고 통합적인 건강관리가 이루어질 수 있는 구조적 여건을 갖춰야 하며 이를 위해 의료기관 간 정보 공유 및 협력 체계를 확립하고 지역사회 보건의료 서비스의 통합적 관리 체계를 구축할 필요가 있다. 셋째, 고령자, 장애인, 주관적 건강 상태가 낮은 집단 등 건강 취약계층에 대한 맞춤형 지원이 필요하다. 상용치료원의 효과가 상대적으로 제한적인 건강 취약계층이 상용치료원을 통해 건강 유지 및 증진 서비스, 생활습관 개선 상담 등 지속적인 건강관리를 보다 실질적으로 제공받을 수 있도록 지역사회 보건의료자원과 연계한 상담·교육 프로그램, 방문 진료, 맞춤형 건강관리 서비스를 확대할 필요가 있다.

이러한 정책적 제언을 뒷받침하기 위해서는 근거 기반의 추가 연구가 요구된다. 향후 연구에서는 다양한 요인과 집단 특성을 반영한 장기적인 추적 분석을 통해 상용치료원 보유와 건강 관련 삶의 질 간의 관계를 보다 정밀하게 규명할 필요가 있다.

Appendices

부록

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부표 1

2019년 기준 상용치료원 보유 여부에 따른 연구 대상자의 특성 비교: 변동집단

변수		매칭 전						매칭 후
		상용치료원 미보유		상용치료원 보유		x ²	D	상용치료원 미보유		상용치료원 보유		x ²	D
		n	(%)	n	(%)	x ²	D	n	(%)	n	(%)	x ²	D
전체		1,053	(100.0)	1,219	(100.0)			900	(100.0)	900	(100.0)
보유 기간	1년	568	(54.6)	349	(31.3)	62.652^**	-	479	(53.0)	283	(33.8)	33.700^**	-
보유 기간	2년	485	(45.4)	870	(68.7)	62.652^**	-	421	(47.0)	617	(66.2)	33.700^**	-
성별	남성	401	(38.0)	413	(35.5)	0.809	0.088	323	(35.2)	339	(37.4)	0.482	-0.037
성별	여성	652	(62.0)	806	(64.5)	0.809	0.088	577	(64.8)	561	(62.6)	0.482	-0.037
연령	19~29세	40	(6.8)	23	(5.1)	16.958^*	-0.115	20	(4.4)	20	(5.5)	0.659	0.000
	30~39세	96	(15.7)	72	(10.5)		-0.122	70	(13.2)	69	(12.8)		-0.004
	40~49세	137	(21.3)	124	(18.1)		-0.089	116	(22.1)	121	(22.5)		0.016
	50~59세	174	(24.0)	192	(23.2)		-0.021	147	(24.2)	154	(23.7)		0.021
	60~69세	289	(17.7)	380	(22.7)		0.082	268	(20.2)	263	(20.2)		-0.012
	70세 이상	317	(14.5)	428	(20.4)		0.107	279	(16.0)	273	(15.3)		-0.014
교육수준	초등학교 이하	299	(14.8)	422	(21.2)	22.312^**	0.134	273	(16.6)	263	(15.8)	0.492	-0.132
	중학교	157	(9.6)	219	(13.8)		0.083	144	(10.7)	143	(11.5)		0.044
	고등학교	315	(31.8)	339	(31.3)		-0.046	269	(32.6)	276	(33.7)		0.103
	대학교 이상	282	(43.8)	239	(33.8)		-0.171	214	(40.1)	218	(38.9)		-0.025
결혼 상태	배우자 없음	258	(27.3)	346	(32.7)	3.875^*	-0.088	225	(28.0)	208	(27.9)	0.001	0.044
결혼 상태	배우자 있음	795	(72.7)	873	(67.3)	3.875^*	-0.088	675	(72.0)	692	(72.1)	0.001
거주지역	수도권	313	(57.0)	303	(49.1)	7.737^*	0.109	244	(53.0)	235	(50.4)	0.641	0.023
거주지역	비수도권	740	(43.0)	916	(50.9)	7.737^*	656	(47.0)	665	(49.6)		0.641
소득수준	1분위	183	(12.6)	315	(20.0)	22.513^**	0.207	172	(15.1)	185	(14.3)	0.788	0.036
	2분위	256	(14.8)	302	(18.8)		0.011	229	(16.0)	215	(16.8)		-0.036
	3분위	233	(21.9)	223	(18.8)		-0.096	197	(22.5)	186	(20.7)		-0.030
	4분위	185	(21.3)	210	(21.2)		0.009	159	(22.1)	167	(23.4)		0.023
	5분위	196	(29.3)	169	(21.2)		-0.129	143	(24.2)	147	(24.9)		0.012
경제활동 참여 상태	미참여	395	(34.2)	530	(40.3)	4.832^*	-0.122	346	(36.4)	362	(35.6)	0.065	-0.036
경제활동 참여 상태	참여	658	(65.8)	689	(59.7)	4.832^*	-0.122	554	(63.6)	538	(64.4)
의료보장 형태	건강보험	1,011	(96.9)	1,138	(93.5)	9.877^*	-0.119	865	(96.7)	859	(95.7)
	의료급여	41	(3.0)	81	(6.5)		0.123	35	(3.3)	41	(4.3)	0.749	0.033
	기타	1	(0.0)	0	(0.0)		-0.044	0	(0.0)	0	(0.0)	0.749	0.033
민간의료 보험 가입 여부	미가입	308	(19.0)	371	(23.8)	4.956^*	-0.026	252	(18.7)	259	(20.4)	0.515	-0.017
민간의료 보험 가입 여부	가입	745	(81.0)	848	(76.2)	4.956^*	-0.026	648	(81.3)	641	(79.6)	0.515	-0.017
장애 보유 여부	미보유	963	(94.7)	1,104	(91.6)	5.850^*	0.031	821	(94.3)	815	(92.4)	1.794	0.023
장애 보유 여부	보유	90	(5.3)	115	(8.4)	5.850^*	0.031	79	(5.7)	85	(7.6)	1.794	0.023
만성질환 보유 여부	미보유	475	(60.9)	370	(44.7)	31.733^**	0.308	355	(54.2)	358	(54.0)	0.006	-0.007
만성질환 보유 여부	보유	578	(39.1)	849	(55.3)	31.733^**	0.308	545	(45.8)	542	(46.0)	0.006	-0.007
주관적 건강 상태	나쁨	232	(15.3)	333	(22.5)	11.635^*	0.123	217	(17.4)	214	(20.3)	1.977	-0.008
	보통	522	(54.0)	588	(51.9)		-0.027	452	(56.2)	448	(52.2)		-0.009
	좋음	299	(30.7)	298	(25.7)		-0.090	231	(26.5)	238	(27.4)		0.018
흡연	비흡연	693	(65.6)	834	(65.6)	2.623	-	602	(66.1)	587	(63.8)	2.753	-
	과거흡연	226	(19.9)	222	(17.1)			191	(19.9)	181	(18.2)
	현재흡연	134	(14.5)	163	(17.3)			107	(14.0)	132	(18.0)
음주	비음주	400	(30.8)	589	(39.0)	9.248^*	-	356	(33.1)	404	(35.4)	0.581	-
음주	음주	653	(69.2)	630	(61.0)	9.248^*	-	544	(66.9)	496	(64.6)	0.581	-
신체활동	비운동자	490	(46.7)	574	(47.1)	0.023	-	421	(46.8)	428	(47.9)	0.124	-
신체활동	운동자	563	(53.3)	645	(52.9)	0.023	-	479	(53.2)	472	(52.1)	0.124	-

주: D, Standardized Mean Difference.

*p<0.05, **p<0.01.

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