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J Korean Gerontol Nurs > Volume 24(3):2022 > Article
한국 노인의 건강상태가 노인장기요양보험제도 이용변화에 미치는 종단적 영향

Abstract

Purpose

The purpose of this study was to investigate the longitudinal effects of health status on changes in the use of long-term care insurance for the elderly.

Methods

The total subjects included 4,110 people aged 65 or over who responded to the 12th and 15th surveys of the Korea Welfare Panel Study. Frequency analysis, x2 test, correlation, and multinomial logistic regression were applied.

Results

First, the group using the long-term care insurance system for the elderly was classified into ‘continue not using’ (88.8%), ‘new use’ (6.9%), ‘continued use’ (3.1%), and ‘discontinue use’ (1.2%). Second, examining the determinants of changes in the use of the elderly long-term care insurance system, when older adults were older, and when their depression was higher, it was highly possible for them to use the elderly long-term care insurance system. Also, the elderly in single households were more likely to belong to the ‘continuous non-use’ group.

Conclusion

Older adults in the group of continuously using the elderly long-term care insurance system showed negative physical health status, mental health, and family relationship health compared to other groups. The elderly households composed of elderly couples were more likely to not use the elderly long-term care insurance system.

서 론

1. 연구의 필요성

인구의 고령화 진전과 더불어 핵가족화, 여성의 경제활동 참여가 증가하면서 종래 가족의 부담으로 인식되던 노부모에 대한 부양이 더 이상 개인이나 가계의 책임으로 머물지 않고, 사회적·국가적 책무로 인식의 전환이 이루어지면서 사회보험제도의 필요성이 높아졌고[1], 노인장기요양보험제도[2]는 이러한 인구학적 변화 및 사회변화에 따른 새로운 복지 수요를 충족하고 있다[3]. 과거 노인요양시설에 노부모를 입소시키는 것을 부끄럽게 생각하던 인식도 크게 변화하여 1955~1963년에 출생한 베이비부머 세대는 노부모에 대한 케어가 필요할 경우 요양시설, 재가서비스, 요양병원을 적극 활용할 의향을 보였다[4].
2019년 장기요양실태조사에서는 장기요양 수급자를 2019년 약 70만 명(전체 노인의 9.1%)에서 2022년에는 88.4만 명 (전체 노인의 9.6%)까지 증가할 것으로 예측하였다[5]. 그러나 2022년 1월 장기요양 인정자는 약 95.7만 명을 넘어서[6], 당초 예측했던 것 보다 더욱 빠르게 증가하고 있음을 알 수 있다. 또한, 한국에서도 대부분의 Organization for Economic Cooperation and Development 국가와 마찬가지로 비공식적 부양을 선호하는 것으로 보인다. 재가급여별 이용현황을 구체적으로 살펴보면 방문요양 이용자는 약 46만 명이며, 주·야간보호 약 13만 명, 방문목욕 약 9.1만 명, 방문간호 약 1.6만 명으로 방문요양 이용자가 절대적인 규모를 차지하고 있어서[7], 본 연구에서는 재가서비스 중 방문요양서비스 이용자를 대상으로 하였다.
무엇보다 노인장기요양보험제도 시행 이후 서비스 이용 여부도 변화하였다. 2016년부터 2020년까지의 노인장기요양보험제도 이용 여부의 변화에 초점을 두어 관련 통계치를 분석해 보면, 노인장기요양보험제도를 계속 이용하고 있는 ‘지속적 이용집단’ 노인의 비율은 2016년 81.1%에서 2017년 83.1%, 2018년 93.9%로 점진적으로 증가하고 있다. 이중 건강이 악화되어 등급이 상향 조정된 노인은 2016년 13.4%에서 2018년 11.9%로 감소하였고, 건강이 호전되어 등급이 하향 조정된 노인은 같은 기간 5.5%에서 4.2%로 감소하였다[8]. 노인장기요양보험제도를 새롭게 이용하는 ‘신규 이용집단’의 비율은 2016년 18.9%, 2017년 18.9%, 2018년 19.5%로 증가하였다[5]. 인구의 고령화와 노인질환의 만성화의 특성을 고려할 때, 앞으로 노인장기요양보험제도로 편입되는 노인의 비율은 점차 증가할 것으로 예측된다.
노인장기요양보험제도 중 방문요양서비스를 이용하다가 중단한 ‘이용 중단집단’ 노인의 서비스 이용 중단 원인을 ‘요양시설 입소’, ‘의료기관 입원’, ‘사망’ 등으로 유추해 볼 수 있는데, 실제 수급자 중 18.28%가 요양시설에 입소하였으며, 수급자의 32.54%는 의료기관에 입원한 것으로 나타났고[9], 장기요양 수급자 대비 사망자 비율은 2018년 16.5%로 나타났다[5]. 또한 2020년 12월 말 기준 65세 이상 노인 848만명의 86%인 729만명이 노인장기요양보험을 신청한 적이 없는 것으로 나타났고[10], 장기요양보험 인정자 중 22.5%는 장기요양급여를 이용하지 않는 것으로 나타났다[5]. 따라서 ‘지속적 미이용집단’에 속하는 노인은 대략 65세 이상 노인의 90%임을 예측할 수 있다.
노인장기요양보험제도가 전국적으로 확산되고, 이용 노인의 수가 급증함에 따라 학계의 관심도 지대하다. 그동안 노인장기요양보험제도와 관련된 연구의 동향을 보면, 노인장기요양보험제도 서비스 이용 의향 및 이용실태에 관한 연구[9,11,12], 노인장기요양보험제도의 이용이 노인 및 부양가족의 삶의 질에 미치는 영향에 관한 연구[13], 서비스 만족도에 관한 연구[14,15], 노인장기요양보험 서비스 이용에 영향을 미치는 요인에 관한 연구[16-18] 등 대부분 노인장기요양보험 제도 이용 의향과 이용실태, 서비스를 이용하는 노인의 특성, 서비스 만족도, 제도의 이용에 영향을 미치는 영향요인 등에 대한 연구가 수행되었다. 즉, 노인의 인지적 장애와 주부양자의 부양부담이 심할수록 시설 이용 의사가 높고[11], 노인장기요양보험제도의 이용으로 노인의 건강상태는 호전되었으며[12], 노인장기요양보험제도의 이용이 부양자의 삶의 질에 긍정적인 영향을 미쳤다[13]. 또한 서비스 이용 만족도는 높으며[14,15], 경제적 소득이 낮을수록 서비스 이용이 낮아지며[16], 노인의 신체적 건강이 나쁠수록 서비스에 대한 이용이 증가하고[17], 노인장기요양보험제도 이용노인이 이용하지 않는 노인에 비해 자존감이 낮고, 우울감은 높은 것으로 나타났다[18].
이처럼 노인장기요양보험제도와 관련된 연구는 다수 발표되었고 관련 지식도 축적되고 있다. 그러나 선행연구들[9,11-18]을 분석해보면 다음 세 가지의 제한점이 있었다. 첫째, 노인장기요양보험제도의 이용실태 및 노인과 가족부양자의 삶의 질에 관한 횡단적 조사설계를 통한 부분적이고 단적인 연구결과를 제시하고 있다는 제한점이 있다. 즉, 노인장기요양보험제도와 노인 가족의 신체적 건강, 정신적 건강, 경제적 건강이 상관관계가 있고[16-18], 노인장기요양보험 서비스에 관한 만족감이 높으나[14,15], 이 연구결과들은 횡단적 연구결과이기 때문에 노인의 신체적. 정신적, 경제적 건강상태의 변화와 노인장기요양보험제도 이용의 변화 등 장기적 관점에서의 변화를 살펴보지 못하여, 향후 노인장기요양보험제도의 변화 방향 등에 관한 시사점을 찾기 어렵다.
둘째, 노인장기요양보험제도 시행 14년이 지났음에도 불구하고 시간 경과에 따른 노인장기요양보험제도 이용 여부 변화의 결정요인을 파악하지 못하고 있다는 점이다. 즉, 통계수치를 분석한 결과[5,8,10]를 볼 때, 노인장기요양보험제도의 이용 여부가 변화하고 있음을 알 수는 있으나 이는 단순한 이용 변화율에 관한 정보로써, 어떤 변수들이 노인장기요양보험제도 이용변화에 영향을 미쳤는지 검증하지 못하였다.
셋째, 마지막으로 노인의 건강 상태가 노인장기요양보험제도의 이용과 관련된다는 점은 밝혀지고 있으나[12,16-18], 주로 건강의 다양한 차원 중 한 가지 차원에만 초점을 둠으로써, 노인의 신체건강, 정신건강, 경제 상태 및 노인을 둘러싸고 있는 가족관계 변인 등 노인장기요양보험제도와 관련되는 다양한 변수들의 통합적 영향력을 파악하지 못하였다.
따라서, 이러한 세 가지 선행연구의 제한점을 통제하고 본 연구의 차별성을 확보하기 위해서, 한국의 전국적 데이터를 확보하고 있는 한국복지패널 데이터(Korea Welfare Panel Study) [19] 중 12차(2017년) 데이터와 15차(2020년) 데이터의 자료를 결합하여, 노인의 건강 상태가 노인장기요양보험제도 이용변화에 미치는 영향을 파악하되, 노인장기요양보험제도 중 방문요양 서비스 이용변화에 제한을 두어 분석하였다. 2017년도 노인의 건강 상태(신체적 건강, 정신적 건강, 경제적 건강, 가족관계 건강) 변인이 노인장기요양보험제도 이용변화(지속적 이용, 이용 중단, 신규 이용, 지속적 미이용)에 미치는 종단적 영향을 동태적으로 파악하여, 노인의 삶의 질을 향상시키고 가족의 부양 부담 낮추기 위한 노인장기요양보험제도의 정책적 그리고 실천적 함의를 제시하고자 한다.

2. 연구목적

본 연구의 목적은 다음 세 가지로 집약된다.
  • • 노인장기요양보험제도 이용변화 네 개 집단의 분포를 파악한다.

  • • 노인장기요양보험제도 이용변화 네 개 집단(지속적 이용집단, 이용 중단집단, 신규 이용집단, 지속적 미이용집단)간 사회인구학적 특성의 차이를 파악한다.

  • • 노인의 건강상태(신체적 건강, 정신적 건강, 경제적 건강, 가족관계 건강)가 노인장기요양보험제도 이용변화에 미치는 영향을 파악한다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구의 노인의 건강상태가 노인장기요양보험제도의 이용변화에 미치는 영향을 파악하기 위해 한국복지패널[19]의 2017년(12차)와 2020년(15차) 데이터를 결합하여 분석한 종단연구이다.

2. 연구자료 및 연구대상

본 연구에서는 한국복지패널[19]의 12차(2017년) 데이터와 15차(2020년) 데이터를 결합하여 사용하였다. 한국복지패널(Korea Welfare Panel Study)은 제주도를 포함한 전국을 대상으로 한 종단면 조사로서 층화집략계통추출을 통해 총 7,000가구를 선정하여 매년 조사하고 있다. 한국복지패널은 전국적인 대표성을 확보한 조사로, 매년 설문조사 전 Institutional Review Board의 승인을 받는다. 본 연구에서 12차 데이터와 15차 데이터를 결합한 것은 본 연구 분석 시점에서 가장 최근 데이터가 15차 데이터였고, 장기종단적 분석을 위해 3년간의 자료를 결합하여 사용하기 위해서였다. 연구대상은 한국복지패널 12차 설문조사에 응답한 65세 이상의 노인 중 15차에도 설문조사에 참여한 노인 4,110명이다. 따라서 12차와 15차의 연구대상은 동일하다.
연구대상자의 특징을 살펴보면 전체 4,110명의 대상자 중 남성이 37.2%, 여성이 62.8%로 여성이 월등하게 더 많은 것으로 나타났다. 12차 데이터를 중심으로, 연구대상자의 연령은 70~79세가 54.0%로 가장 많았고, 80세 이상이 25.0%, 65~69세가 21.0%로 나타났다. 학력은 초졸인 경우가 42.3%로 가장 많았으며 중등졸이 32.4%, 무학이 19.3%, 대졸 이상이 5.9%로 나타났다. 결혼상태는 배우자가 있는 노인이 60.9%로 배우자가 없는 노인 39.0%보다 많았으며, 종교가 있는 노인은 58.4%로 종교가 없는 노인 41.6% 보다 많았다. 가구형태는 독거가 29.8%, 가족 동거가 70.0%로 가족과 동거하는 노인이 많은 것으로 나타났다.

3. 측정변수

본 연구의 종속변수는 노인장기요양보험제도 이용변화 네 집단이다. 12차(2017년 데이터)와 15차(2020년 데이터) 한국복지패널데이터를 결합하여 사용하여 네 개의 집단으로 구분하였는데, ‘지속적 이용집단’은 12차와 15차 모두 방문요양 서비스를 이용하고 있는 집단이고, ‘이용 중단집단’은 12차에 이용했으나 15차에는 이용하지 않은 집단이다. ‘신규 이용집단’은 12차에 이용하지 않았으나 15차에 이용한 집단이고, ‘지속적 미이용집단’은 12차와 15차 모두 이용하지 않은 집단이다.
독립변수는 연구대상의 사회인구학적 특성, 신체적 건강, 정신적 건강, 경제적 건강, 가족관계 건강으로 구분하여 변수를 선별하였고 Table 1에 제시하였다.

4. 자료분석

본 연구는 SPSS/WIN 24.0 프로그램(IBM Corp. Armonk, NY, USA)을 이용하여 연구목적에 따라 다음과 같은 순서로 분석을 실시하였다. 첫째, 노인장기요양보험제도 이용변화를 분석하기 위하여 빈도분석을 실시하였다. 둘째, 노인장기요양보험제도 이용변화 네 집단 간 사회인구학적 특성의 차이를 파악하기 위해 교차분석을 실시하였다. 셋째, 노인의 건강 상태(신체적 건강, 정신적 건강, 경제적 건강, 가족관계 건강)가 노인장기요양보험제도 이용변화에 미치는 영향을 파악하기 위해, 상관분석을 통해 다중공선성을 파악한 뒤 다항로지스틱 회귀분석을 실시하였다. 상관관계분석 결과 다중공선성의 위험은 없었다.

연구결과

1. 노인장기요양보험제도 중 방문요양 서비스 이용변화 네 집단의 분류

방문요양 서비스 이용변화 네 집단의 분류를 보면, ‘지속적 이용집단’은 전체의 4,111명 중 127명(3.1%)이었다. ‘이용 중단집단’은 49명(1.2%)에 불과했고, ‘신규 이용집단’은 284명(6.9%), ‘지속적 미이용집단’은 13,650명(88.8%)이었다.

2. 노인장기요양보험제도 중 방문요양 서비스 이용변화 네 집단 간 12차(2017년)와 15차(2021년) 노인의 사회인구학적 특성의 차이

방문요양 서비스 이용변화 네 집단 간 12차(2017년) 노인의 사회인구학적 차이를 살펴보면, 노인의 연령(x2=198.66, p<.001), 학력(x2=55.36, p<.001), 결혼상태(x2=9.91, p=.019), 가구형태(x2=13.70, p=.003)에 따른 차이가 통계적으로 유의했다(Table 2). 80세 이상인 노인, 무학인 노인, 배우자가 없는 노인, 독거노인이 신규 이용집단으로 편입되는 비율이 높았다.
방문요양 서비스 이용변화 네 집단의 15차(2020년) 노인의 사회인구학적 차이 역시 Table 2의 결과와 유사하며, 노인의 연령(x2=157.77, p<.001), 학력(x2=52.37, p<.001), 결혼상태(x2=12.56, p=.005), 가구형태(x2=15.12, p=.003)에 따른 차이가 통계적으로 유의했다. 80세 이상인 노인, 무학인 노인, 배우자가 없는 노인, 독거노인이 신규 이용집단으로 편입되는 비율이 높았다. 이러한 경향은 12차 데이터와 같은 결과로써 표로 제시하지는 않았다.

3. 노인의 건강 상태(신체적 건강, 정신적 건강, 경제적 건강, 가족관계 건강)가 노인장기요양보험제도 중 방문요양 서비스 이용변화에 미치는 영향

12차(2017년) 노인의 신체적 건강, 정신적 건강, 경제적 건강, 가족관계 건강이 방문요양 서비스 이용변화에 미치는 종단적 영향을 파악하기 위해 다항로지스틱회귀분석을 실시하였다(Tables 3, 4).
Table 2에서 방문요양 서비스 이용변화 네 집단 차이가 유의미했던 노인의 연령, 학력, 결혼상태, 가구형태를 사회인구학적 특성 변수로 활용하였다. 그런데 표 2에서 보는 바와 같이, ‘이용 중단집단’ 노인의 수가 49명으로 적어서 독립변수의 수를 줄일 필요가 있었다. 이에 따라 노인의 연령, 학력, 결혼 상태, 가구형태 간의 교차분석을 실시 한 결과 변수 간 상관관계가 지나치게 높아서 연구결과의 편향을 줄이고 모델의 적합도를 높이기 위해 좀 더 적합한 변수를 선별하는 과정을 거쳤다. 또한, 노인의 결혼상태와 가구형태 간에도 상관관계가 높아서 두 변수 증 가구형태 변수를 선별하였다. 이러한 과정을 통해 본 연구에서는 노인의 나이(12차), 학력(15차), 가구형태(15차) 변수를 노인의 사회인구학적 특성 변수로 분석에 투입하였다.
Table 3에서 보는 바와 같이 방문요양 서비스 이용변화 결정요인 모델은 적합하였고(x2=341.15, p<.001), 모델의 설명력은 8%에서 15%였다. 또한 우도비 검정 결과, 독립변수 중 노인의 나이, 가구 형태, 주관적 건강 상태, 우울감, 자아존중감, 삶의 만족도, 가족 수입 만족도가 방문요양 서비스 이용변화에 유의한 영향을 미침을 알 수 있다.
다음으로 Table 4는 모수추정 값을 기준으로 분석한 결과이다. 종속변수는 방문요양 서비스 이용 네 집단이고 참조 변수는 지속적 미이용집단이다. 먼저, 방문요양 서비스 이용변화에 장기적인 영향을 미치는 변수를 집단 간 비교 분석해 보면, 노인의 나이가 많을수록 ‘지속적 이용집단’, ‘이용 중단집단’, ‘신규 이용집단’으로 분류될 가능성이 높았다. 노인이 단독가구를 이루고 있는 경우에는 ‘지속적 미이용집단’에 속하는, 즉 방문요양 서비스를 이용하지 않을 가능성이 높은 것으로 나타났다. 주관적 건강상태가 좋을 경우 ‘이용 중단집단’으로 분류 될 가능성이 높았고, 우울감이 높을수록 ‘지속적 이용집단’, ‘이용 중단집단’, ‘신규 이용집단’으로 분류될 가능성이 높았다. 자아존중감이 높을수록 ‘이용 중단집단’으로 분류될 가능성이 높았다. 마지막으로 가족수입 만족도가 높을수록 ‘지속적 이용집단’과 ‘이용 중단집단’으로 분류될 가능성이 높았다.
다음으로 좀 더 구체적으로, 각 집단에 속할 가능성을 살펴보겠다. ‘지속적 미이용집단’ 노인에 비해 ‘지속적 이용집단’에는 노인의 나이(Wald=94.76, p<.001), 가구형태(Wald=22.23, p<.001), 주관적 건강상태(Wald=20.27, p<.001), 우울감(Wald=9.22, p=.002), 자아존중감(Wald=40.72, p<.001), 삶의 만족도(Wald=57.36, p<.001), 가족수입 만족도(Wald=41.03, p<.001)가 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 노인의 나이가 많을수록, 노인 단독가구에 비해 기타 노인가구인 경우, 주관적 건강상태가 나쁠수록, 우울감이 높을수록, 자아존중감이 낮을수록, 삶의 만족도가 낮을수록, 가족수입 만족도가 높을수록 ‘지속적 이용집단’으로 분류될 가능성이 높았다.
다음으로 ‘지속적 미이용집단’ 노인에 비해 ‘이용 중단집단’에는 노인의 나이(Wald=16.63, p<.001), 가구형태(Wald=45.51, p<.001), 주관적 건강상태(Wald=7.88, p=.005), 우울감(Wald=31.61, p<.001), 삶의 만족도(Wald=8.61, p=.003)가 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 노인의 나이가 많을수록, 노인 단독가구에 비해 기타 노인가구인 경우, 주관적 건강상태가 좋을수록, 우울감이 높을수록, 삶의 만족도가 낮을수록 ‘이용 중단집단’으로 분류될 가능성이 높았다.
마지막으로 ‘지속적 미이용집단’ 노인에 비해 ‘신규 이용집단’에는 노인의 나이(Wald=355.10, p<.001), 가구형태(Wald=18.18, p<.001), 주관적 건강상태(Wald=72.34, p<.001), 우울감(Wald=43.66, p<.001), 가족관계 만족도(Wald=4.81, p=.028)가 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 노인의 나이가 많을수록, 노인 단독가구에 비해 기타 노인 가구인 경우, 주관적 건강상태가 나쁠수록, 우울감이 높을수록, 가족관계 만족도가 낮을수록 ‘신규 이용집단’으로 분류될 가능성이 높았다.

논의

본 연구는 노인의 건강상태가 노인장기요양보험제도 중 방문요양 서비스의 이용변화에 미치는 영향을 파악하기 위한 종단연구로 방문요양 서비스 이용변화 네 집단 간 사회인구학적 특성의 차이와 노인의 건강상태가 방문요양 서비스 이용변화에 미치는 영향을 파악하고자 하였다. 그 결과, 사회인구학적 특성 중 노인의 연령, 학력, 결혼상태, 가구형태가 이용변화 네 집단의 차이가 유의미하였으며, 노인의 건강상태(주관적 건강 상태, 우울감, 자아존중감, 삶의 만족도, 가족 수입 만족도)가 방문요양 서비스 이용변화에 유의한 영향을 미침을 알 수 있었다. 이러한 연구결과를 바탕으로 이용변화 네 집단의 방문요양 서비스 이용에 대하여 다음과 같이 논의하고자 한다.
첫째, 방문요양 서비스 이용변화 집단을 분류해 보면, ‘지속적 미이용집단’이 가장 많고, ‘신규 이용집단’, ‘지속적 이용집단’, ‘이용 중단집단’ 순이었다. ‘이용 중단집단’에 비해 ‘신규 이용집단’이 대략 5배수 이상인 것으로 미루어 보아 노인장기요양보험제도 이용은 앞으로도 계속 증가할 것으로 예측된다. 또한, ‘신규 이용집단’이 ‘이용 중단집단’에 비해 많은 것은 최근 노인장기요양보험제도 이용률의 증가와 같은 맥락이다. 장기요양기관 중 재가기관은 2020년 19,621개소로 2016년에 비해 5,410개소가 증가하여 27.6%의 증가율을 보이고 있으며, 노인장기요양보험제도를 이용하는 노인은 2020년 937,871명으로 2016년에 비해 330,345명이 증가하여 35.2%의 증가율을 보였다[10]. 과거 부모부양은 자녀에 의한 케어가 대부분이었던 것에 비해 현대에는 평균수명의 연장과 가구형태의 변화 등으로 배우자에 의한 케어가 늘어났고, 자녀가 케어하는 경우에도 지속적으로 돌봐줄 사람이 없어 부양 부담이 높아졌다[5]. 이러한 부양 부담을 경감시키기 위하여 노인장기요양보험제도의 이용이 계속 증가하고 있는 것으로 해석된다.
둘째, 방문요양 서비스 이용변화 네 집단 간 노인의 나이, 교육수준, 가구형태의 차이가 유의하였다. 80세 이상인 노인, 무학인 노인, 배우자가 없는 노인, 독거인이 신규로 방문요양 서비스를 이용하는 비율이 높았다. 이러한 본 연구의 결과는 방문요양 서비스 이용 결정요인으로 노인의 신체적 건강을 꼽은 선행연구[12,17]와 같은 결과이다. 결국 노인의 나이가 많아짐에 따라 신체적 기능이 떨어지고[20], 독거로 혼자 생활하는 노인을 케어해 줄 부양자가 없기 때문에 방문요양 서비스를 이용한다고 볼 수 있다. 노인장기요양보험제도에서 일상생활 수행능력은 노인들의 신체적 기능을 판단하는 중요 요소가 되며[21], 그밖에 방문 조사 결과, 의사 소견서, 특기 사항 등을 기초로 노인의 기능 상태 및 장기요양이 필요한 정도 등을 고려하기 때문에[2], 독거노인의 경우 장기요양 등급판정 시 좀 더 유리할 수 있다는 점도 작용한 것으로 보인다.
셋째, 방문요양 서비스를 지속적으로 이용하는 노인은 신체적 건강상태가 좋지 않고, 정신건강 역시 부정적이었으며 가족관계 건강 역시 부정적이었다. 즉, 가장 취약한 집단이었다. 이러한 결과는 방문요양 서비스를 이용하거나 이용한 경험이 있는 노인의 정신건강이 좋지 않다는 점을 보여주는 결과이다. 방문요양 서비스를 이용하는 노인의 정신건강이 이용하지 않는 노인에 비해 정신건강이 좋지 않다는 선행연구[18]를 고려하면 이해가 되는 결과이나, 그럼에도 노인장기요양보험제도의 설계에 있어서 노인의 신체적 건강만이 아니라 정신적 건강 측면을 고려했어야 함을 보여주는 결과이다. 현재 노인장기요양 등급의 인정점수는 주로 신체적 기능과 인지적 차원에 집중되어 있기 때문에[2], 신체적 건강상태가 좋지 않은 것은 당연한 결과이나, 정신건강 역시 부정적이라는 점은 정책 입안자의 입장에서 고려해야 할 요소이다. 노인장기요양보험제도는 현재 ‘Aging in place’의 강조와 더불어 그 중요성이 더해지고 있는 서비스이기 때문이다[5].
그럼에도 불구하고 방문요양 서비스를 지속적으로 이용하고 있는 집단의 정신건강이 다른 집단에 비해 낮다는 본 연구결과는, 장기요양서비스에 노인의 정신건강을 향상 시킬 수 있는 서비스가 포함되어야 함을 시사한다. 현재의 노인장기요양보험제도는 주로 일상생활 도움 및 신체적 건강 향상에 중점을 두고 있으며, 노인의 정신건강이나 가족관계 건강을 고려하지 못하고 있다. 따라서, 향후 노인장기요양보험제도에 노인의 정신건강과 관련된 케어 서비스를 비롯하여 가족관계를 향상시킬 수 있는 제도적 방안을 포함할 필요가 있다. 구체적으로 노인장기요양보험제도를 이용하는 4등급, 5등급, 인지지원등급을 받은 노인과 그 가족을 대상으로 심리상담 등을 실시하여 노년기 이후 직면하게 될 개인의 신체적, 정신적 문제를 비롯하여 배우자의 상실, 친구의 상실, 소득의 상실과 가족 갈등 등 각종 노인 문제에 대하여 심리적 도움을 줌으로써 노인의 정신건강을 향상하도록 하는 방안을 제공해야 할 것이다.
넷째, 노인 단독가구의 경우에는 ‘지속적 미이용집단’에 속할 가능성이 높다. 이는 배우자가 케어를 하는 경우, 방문요양 서비스를 이용하지 않을 가능성이 높음을 시사한다. 이러한 결과를 첫째, 노부부가 모두 건강하기 때문에 방문요양 서비스를 이용하지 않을 가능성과, 두 번째로는 가족 중 케어 서비스를 제공하는 주체가 배우자가 21.0%로 아들(12.8%), 딸(11.4%) 보다 높음을 볼 때 자신의 배우자를 마지막까지 케어해야 한다는 책임감이 작용하고 있을 가능성이 있다[5]. 본 연구에서는 두 번째의 경우에 관심을 두어, 노-노케어의 확대 적용을 위해 가족요양비의 확대의 필요성을 제안한다. 노인장기요양보험제도에서는 도서·벽지 등 장기요양기관이 현저히 부족한 지역에 거주하거나, 천재지변 등의 사유로 장기요양기관이 제공하는 급여를 이용하기 어렵거나, 신체·정신 또는 성격 등의 사유로 인해 가족으로부터 장기 요양을 받아야 하는 인정자에 대하여 가족요양비를 지급할 수 있다[2]. 그러나 가족요양보호사에게 급여를 제공하는 경우 노인의 신체활동 지원을 위한 행위에 대해서만 급여비용을 산정한다. 또한, 가족요양보호사가 월 160시간 이상 일정한 직업에 종사하면서 노인에게 요양서비스를 제공한 경우에는 급여비용을 제공하지 않는다[2]. 무엇보다 가족요양보호사의 급여비용은 월 20일 범위 내에서 산정하고, 그 이상의 서비스를 제공하더라도 급여를 가산하여 산정하지 않는다[2]. 따라서 가족 외의 타인이 요양을 제공하는 경우에 비해서 현저하게 낮은 급여와 비합리적인 급여 제공 조건을 적용하고 있다. 지역사회통합돌봄이란 돌봄을 필요로 하는 대상자가 자신이 살던 곳에서 개개인의 욕구에 맞는 서비스를 누리고 지역사회와 함께 어울려 살아갈 수 있도록 하는 정책으로[22] 다시 말하자면 이는 함께 사는 가족이 주축이 됨을 알 수 있다. 이러한 통합 돌봄의 정책에 맞추어 가족요양비를 확대시키는 방향으로의 정책적 전환이 필요하다.
다섯째, 노인의 주관적 건강 상태가 좋은 경우에는 ‘이용 중단집단’ 즉, 방문요양 서비스를 이용하다가 중단할 가능성이 높은 것으로 나타났는데, 이는 노인장기요양보험제도의 등급 판정의 특성을 반영하는 것으로 보인다. 즉, 노인의 건강 상태가 호전되면서 방문요양 서비스의 대상자에서 제외된 것으로 해석된다. 마지막으로 가족수입 만족도가 높을수록 지속적 이용집단으로 분류될 가능성이 높았는데, 이는 방문요양 서비스를 장기간 이용하기 위해서는 가족의 수입이 어느 정도는 만족할 수준이 되어야 함을 시사한다. 역으로 봤을 때, 방문요양 서비스의 이용이 노인가구의 경제적 부담으로 작용하고 있음을 보여주는 결과로써, 방문요양 서비스의 이용이 가구의 경제적 부담으로 작용하지 않을 수 있도록 본인 일부부담금 경감 대상자를 확대하여 서비스 이용에 따른 비용 부담을 낮추는 등의 제도적 보완이 필요하다.
마지막으로, 보건복지부에서는 2022년 제3차 장기요양 기본계획 수립 방향을 의료-요양-예방의 연속성을 확보하고 재가 지원을 강화하는데 두고 있는데, 이는 이용자나 가족의 욕구와 환경에 따라 선택할 수 있는 급여의 범위와 이용방식의 다양한 조합이 가능하도록 제도를 개선하여 자신의 집에서의 일상생활을 최대한 지원하는 것이다[23]. 이러한 제도 개선의 방향은 장기요양 수급자가 지역사회에서 본인의 집에 머물면서 장기요양 재가급여 이용을 통해 일상생활을 유지하는 것으로 Ageing in place를 지향하는 정책 방향에 비출 때 매우 긍정적이다[8]. 그런데 이용자의 선택권을 강화하기 위해서는, 대상자 각각의 욕구에 맞는 서비스를 지원하기 위해 원활한 인력 수급은 절대적으로 필요하다. 노인장기요양보험 통계에 따르면 장기요양서비스 제공 인력은 요양보호사가 90.1%로 절대적인 비율을 차지하고 있으며, 사회복지사 6.0%, 간호사 0.7%, 간호조무사 2.6%, 물리(작업)치료사 0.5%[24]로써, 비율이 상대적으로 낮은 간호 ‧ 재활 인력을 확충할 필요가 있다. 특히 재가복지 분야에 종사하는 간호사의 경우, 제도 초기부터 지속적으로 감소해 2020년 기준 1,940명이 종사하고 있는 것으로 나타나 사회복지사(22,642명)의 8.5% 수준이며, 간호조무사(5,185명)와 비교해 보았을 때도 37.4%의 수준에 머물러 있는 것으로 나타났다[25]. 방문간호서비스 제공 인력으로 간호사의 편입을 유도하기 위해서는 경력에 따른 급여 가산제도를 도입하여 업무의 전문성에 따른 급여의 현실화를 도모할 필요가 있음을 제안한다.

결론 및 제언

본 연구는 한국복지패널 12차(2017년) 데이터와 15차(2020년) 데이터의 자료를 결합하여 장기 종 ‧ 단적 관점에서 방문요양 서비스 이용 여부의 변화 및 이용 여부 변화의 결정요인을 파악하여 향후 노인장기요양보험제도 운영 방안 및 간호학적 중재 방안을 위한 기초자료로 활용하는 데 목적이 있었다. 본 연구결과 방문요양 서비스를 지속적으로 이용하지 않는 노인의 수가 가장 많았는데, 주로 배우자가 있는 집단이었다, 또한, 방문요양 서비스를 지속적으로 이용하는 노인은 신체적 건강, 정신건강 및 가족건강의 수준이 가장 낮은 취약 집단이었고, 노인의 건강 상태가 좋은 경우 이용 중단집단에 속할 가능성이 높았다. 따라서 노인의 사회인구학적 특성 및 건강특성이 방문요양 서비스의 이용변화에 영향을 미친다고 결론을 내릴 수 있다. 또한 본 연구의 결과에 기반해서 노인장기요양보험제도의 등급판정 시 신체적 건강 및 인지적 건강만이 아니라 노인의 정신건강에도 관심을 두어야 한다는 점과, 배우자를 케어하는 부양자를 위한 가족요양비의 확대 지급의 필요성을 제안하였다.
그런데, 한국복지패널 데이터의 제한으로 인해 방문요양 서비스 이용 대상자의 급여유형 변경 및 급여이용 중단 등의 제도 이용변화의 원인에 대해서는 파악할 수 없었다. 향후 노인장기요양보험제도 이용변화의 실태를 비롯하여 이용변화의 원인을 파악할 수 있는 데이터가 확보된다면, 노인장기요양보험제도의 종단면 연구가 보다 면밀하게 분석되어 좀 더 의미 있는 결과를 도출 할 수 있을 것으로 판단된다. 또한 본 연구에서는 12차(2017년) 데이터와 15차(2020년) 데이터를 통합하여 방문요양 서비스의 이용집단을 구분하였으나, 12차 이전 어느 시기에 방문요양 서비스를 이용하였는가를 통제하지 못했고, 12차 이전의 ‘이용 중단 후 신규 이용’으로의 편입, ‘이용 중단 후 현재 미이용’ 등의 현황을 통제하고 분석하지 못하였다. 따라서 현재 지속적 미이용집단에 속한 노인 혹은 신규 이용집단 노인일지라도 12차 이전에 방문요양 서비스를 이용했었을 가능성이 있고, 이러한 특성이 본 연구의 결과에 영향을 미쳤을 것이다. 후속 연구에서는 이러한 점을 고려한 연구설계와 통계분석방법의 적용이 필요하다는 점을 제안한다.

CONFLICT OF INTEREST

The authors declared no conflict of interest.

AUTHORSHIP

Research concept and method - DH-Y and KY-J; Data Curation - DH-Y; Data Analysis - DH-Y; Original draft or review and edit - DH-Y and KY-J; Project administration or/and Supervision - KY-J.

ACKNOWLEDGEMENTS

This study revised and supplemented some of the doctoral thesis of the first author of Hanseo University. Year of February 2022.

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Table 1.
Variables and Measurement Methods
Name of variable Measurement method Cronbach's ⍺
Dependent variable 4 groups with changes in the use of the elderly long-term care insurance system 1=Group of continuous use
2=Group of discontinuance of use
3=Group of new use
4=Group of continuous non-use
Independent variable Physical health Subjective health status Single item, 5~point Likert
1 (not very good)~5 (very good)
Mental health Depression CES-D, mean of 11 items as a short scale, 4~ponit Likert, 1 (extremely rare)~4 (almost every day) 12th (.77)
Self-esteem Mean of 10 items of Rosenberg's self-esteem, 4~ponit Likert, 1 (not at all)~4 (very much) 12th (.74)
Life satisfaction Single item, 5~point Likert
1 (very dissatisfied)~5 (very satisfied)
Economic health Family income satisfaction Single item, 5~point Likert
1 (very dissatisfied)~5 (very satisfied)
Family relationship health Family relationship satisfaction Single item, 5~point Likert
1 (very dissatisfied)~5 (very satisfied)

CES-D=Center for Epidemiologic Studies-Depression Scale.

Table 2.
Differences of 4 Groups with Changes in Use the according to the Sociodemographic Characteristics of the Elderly_12th Data
Variables Categories 4 groups
n (%) x2 (p)
Group of continous use
Group of discontinuance of use
Group of new use
Group of continous non-use
n (%) n (%) n (%) n (%)
Age (year) 65~69 19 (2.2) 8 (0.9) 25 (2.9) 810 (94.0) 862 (100.0) 198.66 (<.001)
70~79 40 (1.8) 26 (1.2) 108 (4.9) 2,041 (92.1) 2,215 (100.0)
≥80 68 (6.6) 15 (1.5) 151 (14.6) 799 (77.3) 1,033 (100.0)
Level of education Uneducated 37 (4.7) 9 (1.1) 93 (11.7) 655 (82.5) 794 (100.0) 55.36 (<.001)
Elementary school 53 (3.0) 20 (1.1) 117 (6.7) 1,550 (89.1) 1,740 (100.0)
Middle and high school 32 (2.4) 15 (1.1) 58 (4.4) 1,228 (92.1) 1,333 (100.0)
≥College 5 (2.1) 5 (2.1) 16 (6.6) 217 (89.3) 243 (100.0)
Marital status Yes 69 (2.8) 37 (1.5) 159 (6.3) 2,240 (89.4) 2,505 (100.0) 9.91 (.019)
No 58 (3.6) 12 (0.7) 125 (7.8) 1,410 (87.9) 1,605 (100.0)
Household type Living alone 33 (2.7) 4 (0.3) 95 (7.7) 1,094 (89.2) 1,226 (100.0) 13.70 (.003)
Living with family 94 (3.3) 45 (1.6) 189 (6.6) 2,556 (88.6) 2,884 (100.0)
Table 3.
Analysis on Determinants of Changes in the Use of the Elderly Long-term Care Insurance System_Model’s Goodness-of-fit and Explanatory Power
Effects Model's goodness-of-fit
Likelihood ratio test
-2 Log likelihood of reduced-scale model x2 p
Intercept 2,975.20* 0.00 <.001
Sociodemographic characteristics Age_2017 3,088.28 113.08 <.001
Level of education_2020 2,976.09 0.89 .827
Household type_2020 3,001.59 26.39 <.001
Physical health Subjective health status_2017 3,001.21 26.02 <.001
Mental health Depression_2017 2,993.50 18.30 <.001
Self-esteem_2017 2,986.27 11.08 .011
Life satisfaction_2017 2,991.80 16.60 .001
Economic health Family income satisfaction_2017 2,986.65 11.45 .010
Family relationship health Family relationship satisfaction_2017 2,976.83 1.63 .652
x2 (p) 341.15 (<.001)
Cox & Snell .08
Nagelkerke .15
McFadden .10

* The reference category is the group of continuous non-use;

1=Elementary school or lower, 0=Middle school or up;

1=Coupled elderly household, 0=Other households.

Table 4.
Analysis on Determinants of Changes in the Use of the Elderly Long-term Care Insurance System_Parameter Estimates
Group* B Wald p Exp (B)
Continuous use Intercept -5.45 32.81 <.001
Age_2017 0.09 94.76 <.001 1.090
Level of education_2020 -0.08 0.41 .522 0.924
Household type_2020 -0.58 22.23 <.001 0.562
Subjective health status_2017 -0.34 20.27 <.001 0.710
Depression_2017 0.42 9.22 .002 1.526
Self-esteem_2017 -1.08 40.72 <.001 0.340
Life satisfaction_2017 -0.78 57.36 <.001 0.459
Family income satisfaction_2017 0.51 41.03 <.001 1.658
Family relationship satisfaction_2017 -0.07 0.62 .430 0.937
Discontinuance of use Intercept -9.11 44.65 <.001
Age_2017 0.05 16.63 <.001 1.052
Level of education_2020 -0.23 2.09 .149 0.792
Household type_2020 -1.83 45.51 <.001 0.160
Subjective health status_2017 0.27 7.89 .005 1.315
Depression_2017 1.12 31.61 <.001 3.076
Self-esteem_2017 0.13 0.28 .599 1.137
Life satisfaction_2017 -0.44 8.61 .003 0.643
Family income satisfaction_2017 0.18 2.73 .099 1.194
Family relationship satisfaction_2017 -0.17 1.65 .200 0.846
New use Intercept -9.00 218.83 <.001
Age_2017 0.10 355.10 <.001 1.110
Level of education_2020 0.07 0.88 .348 1.076
Household type_2020 -0.31 18.18 <.001 0.730
Subjective health status_2017 -0.40 72.34 <.001 0.669
Depression_2017 0.60 43.66 <.001 1.829
Self-esteem_2017 -0.20 3.69 .055 0.817
Life satisfaction_2017 -0.12 3.19 .074 0.889
Family income satisfaction_2017 -0.03 0.30 .584 0.974
Family relationship satisfaction_2017 -0.12 4.81 .028 0.884

* The reference category is the group of continuous non-use;

1=Elementary school or lower, 0=Middle school or up;

1=Coupled elderly household, 0=Other households.

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