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금융위기가 주택자가점유결정에 미치는 영향에 대한 실증분석

김다희1, 백기홍2, 홍성효3,***
Da Hee Kim1, Gi Hong Baek2, Sung Hyo Hong3,***
Author Information & Copyright
1충남연구원 연구원
2텍사스대학교(A&M) 대학원 과정
3공주대학교 경제통상학부 부교수
1ChungNam Institute, Researcher
2Texas University A&M, Graduate Student
3Kongju National University, Associate Professor
***Corresponding Author email : shong11@kongju.ac.kr

© Copyright 2020 Korea Housing & Urban Guarantee Corporation. This is an Open-Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Received: Apr 03, 2018; Revised: Apr 20, 2018; Accepted: May 24, 2018

Published Online: Feb 28, 2018

요약

주택은 안식처를 제공한다는 측면에서 소비재에 해당하나 선호되는 투자의 수단으로도 간주된다. 하지만, 주택이 소비재와 투자재 가운데 어느 것으로 보다 중요하게 여겨지는가에 따라 정책적 접근은 매우 상이하다. 따라서, 본 연구는 2008년 발생한 글로벌 금융위기 이후 나타난 주택매매가격의 약세가 주택을 투자재로 수요하던 사람들의 기대심리를 약화시켜 대도시에서 주택자가점유율의 보다 큰 하락을 야기하는 하나의 원인이었음을 실증적으로 분석한다. 2006–2014 주거실태조사를 이용한 주택자가점유 여부에 대한 이중차분모형 분석결과에 따르면, 2010년 이후 대도시(수도권과 부산)에서의 주택자가점유율이 타 지역에 비해 상대적으로 더 큰 폭으로 하락하는 것으로 나타났다. 주택자가점유율은 주거 안정을 나타내는 중요한 지표로서 이의 하락 원인과 해결책을 찾는 것은 주택정책 수립에 있어 매우 중요하게 다루어져야 할 것이다.

Abstract

While housing belongs to consumption goods because it provides the place to relax. it is also regarded as one of the most preferred methods of investment. However, the policy approach would be drastically different depending on whether it is treated as consumption or investment goods. Thus, this study empirically shows that the weakening of home sales price after the global financial crisis in 2008 was one of the causes which lower the owner occupancy rate in the large cities by weakening the expectation of the people demanding the housing as investment goods. According to the results of the difference-in-differences estimation for housing owner occupancy using the Housing Survey 2006-2014, the proportion of owner-occupied housing in metropolitan areas (Capital region and Busan) has fallen more sharply than in other regions since 2010. The owner occupancy rate is a key indicator of housing stability. Finding the cause and solution of this decline seems to be very important for the establishment of housing policy.

Keywords: 주택자가점유; 금융위기; 투자재; 소비재
Keywords: Housing Tenure choice; Financial Crisis; Investment goods; Consumption goods

Ⅰ. 서론

우리나라에서 주택은 상대적으로 위험이 낮고 높은 수익률을 창출하는 투자재로서의 성격이 부각되어왔다. 이에 따라 단순히 주거생활을 영위하기 위해 반드시 필요한 소비재로 주택을 수요하기 보다는 자산을 축적하기 위한 수단으로서의 주택수요가 큰 비중을 차지해 오고 있다. 하지만, 2008년 발생한 글로벌 금융위기 이후 주택매매가격의 약세로 인해 주택을 투자재로 수요하던 사람들의 기대심리가 약화되었다. 이에 따라 주택자가점유율이 하락함과 동시에 전세가가 폭등하고, 임대로의 전환이 급증하는 등 서민들의 주거불안정이 증대되고 있다.1)

<그림 1>에서 보는 바와 같이, 전국을 기준으로 주택매매가격지수가 꾸준한 상승을 이어가고 있는 가운데 수도권의 해당 지수는 100.3을 기록한 2008년 이후 2010년 98.1, 2012년 94.7, 2014년 94.7로 하락하는 추세 속에 최근에 들어서야 약간 회복하고 있는 것으로 보인다. 특히, 2000년도에는 42%대로 전국과 비슷한 수준을 보였지만 이후 수도권에서의 주택에 대한 높은 투자심리로 인해 주택매매가격지수는 큰 상승폭을 보이며 2006-2010 기간 동안 전국과의 격차가 급격하게 증가했다. 그러나 2010년 이후부터는 그 격차가 다시 줄어들고 있는데, 이는 2008년 발생한 글로벌 금융위기가 수도권에서의 지속적인 주택가격 상승에 대한 기대심리를 약화시킨 결과로 해석된다.

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그림 1. 주택매매가격지수 변화 추이 자료 : 국민은행 주택가격동향시계열자료 주 : 주택유형 – 아파트. 각 년도 12월 기준. 2015년 12월 100.0 기준
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국토부의 「주거실태조사」에 따르면, 주택자가점유율은 전국적으로 2006년 55.6%, 2008년 56.4%로 상승하는 듯 보이다가 2008년 이후 줄곧 감소하는 추세를 보이고 있다. 이러한 추세는 글로벌 금융위기가 발생한 2008년 이후 수도권의 주택자가점유율의 급격한 하락 때문인 것으로 보이는데, 2008년 수도권의 자가점유율이 50.7%를 기록한 이후 2010년 46.6%, 2012년 45.7%, 2014년 45.9%로 급격하게 하락했다. 반면, 비수도권의 주택자가점유율은 별다른 변화없이 줄곧 60%대를 유지하고 있는 것으로 보아, 적어도 수도권에서의 글로벌 금융위기 이후 주택매매가격의 약세로 인한 주택자가점유율의 하락은 주택을 소비재로서 보다는 투자재로서 수요하는 현상이 상대적으로 강하게 나타나기 때문인 것으로 보인다(<그림 2> 참조).

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그림 2. 주택자가점유율 자료 : 국토부, 「주거실태조사」, 각 년도
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수도권에서 주택은 매매차익 추구를 위한 투자재로서 수요되는 경향이 나타나는데, 글로벌 금융위기 이후 주택 가격이 하락하자 주택을 투자재로 수요하던 사람들은 주택가격 상승에 대한 기대가 무너져 더 이상 주택을 투자의 수단으로서 구입하지 않아 수도권의 자가점유율이 하락한 것으로 보이며, 본 연구는 이에 대해 실증적으로 분석한다.

이러한 상황에서 주택의 투자수요 특성에 대한 고찰은 서민들의 주거안정을 위한 주택정책 수립에 있어서 매우 중요하게 다루어져야 할 것이다. 그러나 그동안의 선행연구들은 주택 실수요자를 중심으로 주택의 소비수요에 초점을 맞춰 논의한 것이 대부분이며 투자수요를 토대로 주택자가점유율의 변화를 살펴본 연구는 상당히 제한적으로 이뤄진 실정이다(이호진·고성수, 2017).2) 또한, 특정 연도에 대해서만 분석하는 등 여러 해에 걸친 변화에 대한 분석이 미흡하며, 특히 근래에 주택시장에서의 가장 큰 외부충격이었던 글로벌 금융위기 전후를 대상으로 개별 주택자료를 이용한 주택자가점유 변화의 분석은 활발히 이뤄지지 못하였다.

본 연구는 2008년말 글로벌 금융위기를 전후로 하는 2006-2014년 기간의 주택자가점유율 변화를 분석한다. 이를 위해 이중차분모형을 토대로 금융위기와 무관한 경기적 추세를 제외시킴으로써 주택자가점유형태 선택에 대한 금융위기의 독립적 효과를 도출하여 기존의 선행연구들과 차별성을 두고 논의를 이어가고자 한다.

본 연구는 다음과 같이 구성된다. 제2장은 주택의 투자수요에 관한 이론적 배경과 함께 주택자가점유결정과 관련된 선행연구들을 검토한다. 또한 금융위기가 주택자가점유결정에 미치는 영향에 대해 실증적으로 분석하기 위한 이중차분모형을 포함하는 회귀식을 제시한다. 제3장은 실증분석에 이용된 자료와 변수 및 기초통계를 제시한다. 제4장은 연도별 주택자가점유결정요인 변화와 금융위기가 주택자가점유결정에 미치는 영향에 대한 실증분석 결과를 논한다. 마지막 장은 본 연구의 결과를 요약하고 정책적 함의 및 향후 과제를 제시한다.

Ⅱ. 이론적 배경 및 분석모형

1. 이론적 배경

주택에 대한 소비수요와 투자수요에 대한 본격적인 논의는 Henderson and Ioannides(1983)의 연구로부터 시작되었다. 그들은 주택의 자가점유와 임대의 기회비용 차이를 도출하였으며, 주택에 대한 수요를 소비수요와 투자수요로 분리하면서 주택점유형태의 결정요인에 대한 분석을 실시하였다. 또한 개인들이 주택점유형태를 선택함에 있어서 부(wealth)와 생애주기, 그리고 이외의 다른 고려사항들로부터 어떻게 영향을 받는지도 함께 분석하였다. 그 결과 세제의 왜곡이나 차입제한, 거래비용이 없다고 가정할 경우 주택점유형태를 선택하는데 있어서 가구의 주택에 대한 소비함수와 투자함수간의 차이가 영향을 미친다는 것을 이론적으로 제시한다.3)

주택은 주거서비스를 제공하기도 하며, 투자재로서의 역할을 수행하기도 한다. 이때 주택 단위당 생산되는 주거서비스의 양은 임대인이나 소유자들의 이용률(효용)에 달려있다. 또한 주택을 투자재의 일환으로 소유함으로써 발생하는 자산 보유 균형은 불확실한 수익률이 공개되지 않는 한, 주택이 아닌 다른 자산을 보유하는 것과 다를 바가 없다고 가정한다. 또한 이러한 주택에 대한 소비수요와 투자수요는 일반적으로 같지 않다. 한편 자산 구성 측면에 있어서 주택에 대한 소비수요가 투자수요를 초과할 때, 주택을 임대 또는 자가로 점유할 수 있다. 단, 이 경우 주택점유형태를 분리할 수 없음을 강조하며 어느 한 부분은 임대, 나머지 한 부분은 자가로 점유하여 동시에 두 상태에 머무를 수 없음을 가정한다. 이러한 가정 하에서 미래 수익률에 대한 완벽한 확신이 있다면, 주택점유형태 선택은 임대와 관련된 중요한 외부성에 의존하는 경향이 있다. 또한 주택이 무작위적인 자본 이득 또는 손실의 대상이 되거나 소비자들이 고정 수익률로만 자본시장에 투자를 할 수 있는 경우에는 주택을 점유하는 것보다 임대하는 것이 더 매력적일 수 있다.

Ioannides and Rosenthal(1994)은 1983년 소비자금융조사(SCF)자료를 활용하여 주택점유형태 결정요인을 분석하였는데, 분석결과 Henderson and Ioannides(1983)와는 달리 세제효과, 차용제약, 거래비용이 가구의 주택 소유 및 점유 선택에 유의한 영향을 미치는 것으로 제시한다. 특히 이들은 개별 가구의 특성에 따라 거주 주택의 점유형태와 타 주택 소유형태를 조합하여 소유와 거주가 불일치하는 유주택 임차가구, 소유와 거주가 일치하는 1가구 1주택의 자가가구, 무주택 임차가구, 다주택 보유가구 등의 네 가지 점유-소유형태 유형을 설정하면서, 이러한 네 가지 유형에 대한 선택이 주택의 소비수요와 투자수요의 차이에 의해 결정되는 것으로 설명하고 있다. 분석 결과에 따르면 주택에 대한 투자수요가 소비수요를 초과하는 가구는 주택을 자가로 점유하며, 이 경우 가구주의 연령이나 교육 및 가구의 규모, 도시 중심에서의 근접성과 같은 인구통계학적변수에 더 민감한 것으로 나타났다. 반면 주택에 대한 투자수요는 소비수요에 비해 경제적 부(wealth)와 소득에 더 민감한 것으로 나타났다. 대표적으로 무주택 임차가구와 다주택 보유가구의 비교를 통해 설명하고 있는데 전자는 주택의 소비수요가 투자수요에 비해 상대적으로 높은 반면, 후자는 소비수요에 비해 투자수요가 더 큰 가구로 특정지어진다. 또한 미국 가구의 경우 대부분 투자수요보다는 소비수요가 주택 소유 및 거주에 대한 결정적인 역할을 한다는 것을 확인하였다.

우리나라에서 주택의 자가점유 결정요인에 대한 연구는 주로 주택의 소비수요를 중심으로 이뤄져 왔다(<표 1> 참조). 소비수요 측면의 연구는 주택의 점유형태(자가, 전세, 월세)선택에 대한 연구, 주택의 유형(단독주택, 아파트 등)선택에 대한 연구, 그리고 이 두 가지 선택을 동시에 논의하고 있는 경우로 구분된다.

표 1. 주택점유형태결정 관련 선행연구
구분 자료 분석방법 독립변수
소비수요 점유형태 권치흥(2012) 통계청 2010 가계금융조사자료 Logit 순자산, 소득, 수도권, 성별, 학력, 종사상 지위, 아파트, 가구원 수, 나이
2013) 인구주택총조사 1% 1990, 2000, 2010 Multinomial Logit 연령, 교육수준, 직업, 가구형태, 통근수단, 주거이동, 방수, 주택유형, 건축연도
여윤경·윤지영(2003) 한국가구패널조사 1997 Logit 지역, 가구크기, 성별, 연령, 취업상태, 월평균 총소득액, 월평균 저축액, 자산액, 부채액, 주택유형, 주택 규모
이용래·정의철(2015) 한국노동패널 2012 Probit 나이, 혼인상태, 거주지역, 순자산, 상대주거비용, 항상소득, 임시소득, 소득변동성
이채성(2007) 한국노동패널 2003 Multinomial Logit 나이, 가구원 수, 소득, 교육수준, 결혼상태, 지역, 성별
주택 유형 이주형·강남훈 (2009) 한국노동패널 2007 Multinomial Logit 나이, 학력, 자녀, 노인동거여부, 거주지역, 총소득, 생활비, 주거비, 금융소득, 부동산소득, 저축, 부채, 점유형태
최막중·임영진 (2001) 국토연구원 조사자료 1999 Logit 나이, 학력, 직업, 가구원수, 가구소득, 현주택유형
점유 형태와 주택 유형 김정수·이주형(2004) 가구소비실태조사 2000 Multinomial Logit 나이, 학력, 직업, 가구원수, 항상소득, 자산
김주영·유승동(2013) 한국주택금융공사 조사연구자료 2012 Nested Logit 생애주기, 사회경제적 특성, 지역 특성
정의철(2002) 주거실태조사 1998 Nested Logit 항상소득, 임시소득, 연령, 가구원수, 성별, 주거비용
최유미·남진(2008) 가구소비실태조사 1996, 2001 / 도시가계조사 2006 Multinomial Logit 성별, 나이, 학력, 결혼, 가구원수, 항상소득, 맞벌이
투자수요 점유형태와보유(소유)형태 강은택·마강래(2009) 인구주택총조사 2005 Logit 성별, 연령, 교육정도, 이용교통수단, 통근소요시간, 직업, 혼인상태, 가구구분, 가구원수, 거주기간, 방수, 연면적
김준형·고진수·최막중(2009) 한국노동패널 1999∼2007/인구총조사 2005 Logit 연령, 성별, 학력, 고용상태, 최근2년내 이직여부, 가구내 미취학자녀 및 취학자녀의 수, 가구소득, 가구자산, 거주지역
점유형태와 주택보유수 이호진·고성수(2017) 주택보유 및 대출실태 조사 원자료 2010∼2012 Multinomial, Ordered Logit 성별, 연령, 학력, 혼인상태, 자녀수, 부모봉양여부, 항상소득, 임시소득, 주택금융상품 활용여부, 총대출금액, 상대주거비용, ln(주택가격/임대료)

* 박미선(2013)의 주택선택대안 관련 연구의 대안 및 변수 특성을 보완하였음.

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주택 점유형태 선택에 영향을 미치는 요인으로는 대부분 가구주의 인구사회학적 특성과 더불어 경제적 특성, 주택 특성 등을 고려하고 있다. 대표적으로 여윤경·윤지영(2003)의 분석 결과에 따르면 여성에 비해 남성이, 연령이 높을수록, 월평균 총소득이 높을수록 자가를 선택할 경향이 높은 것으로 나타났으며, 서울에 비해 군부지역, 중소도시, 5대 도시 순으로 자가를 선택할 확률이 높은 것으로 나타났다.

이러한 특성 이외에 추가적으로 통근 및 주거이동 특성(통근수단, 주거이동)을 반영한 박미선(2013)의 분석 결과는 낮은 교육수준, 불안정한 직업군, 결혼의 파기, 1인가구와 같은 가구형태 등에서 전·월세와 같은 불안정한 점유형태를 취하는 경향이 높은 것으로 나타났다. 더불어 이채성(2007)의 연구에서는 혼인 상태가 주택점유형태 선택에 큰 영향을 미치는 것으로 확인되었다.

또한 주택의 유형 선택에 대해 논의한 최막중·임영진(2001)은 장래에 선호하는 주거의 입지 요인 및 주택 유형의 선택에 있어, 소득과 학력이 높을수록 아파트를 선호하는 반면에 연령이 높을수록 단독주택을 선호하고, 젊은 가구는 교통이 편리하고 직장 접근성이 좋은 곳에 입지한 아파트를 선호하는 것으로 나타났다. 이와 더불어 현재 거주하고 있는 주택 유형을 지속적으로 선호하는 경향의 경험적 관성이 작용하고 있음을 제시한다. 이주형·강남훈(2009)은 가구원 수에 따른 가구 구성의 특성별 주택 유형 선택에 대해 분석을 실시한 결과 앞서 고려되었던 소득, 학력, 연령 변수 외에 추가적으로 노인동거 여부, 부동산 소득, 생활비, 주거비, 주택의 점유형태, 거주 지역 등이 주택의 유형을 선택하는 데 유의한 영향을 미치는 것으로 분석한다.

일부 연구는 주택 점유형태와 주택유형 선택을 함께 고려한다. 이를테면 정의철(2002)은 수도권 거주가구를 대상으로 항상소득 및 임시소득 등의 소득 변수는 주택을 점유할 확률과 아파트를 선택할 확률을 높이고, 주거비용의 증가는 해당 점유형태를 선택할 확률을 낮추는 것으로 분석한다. 또한 김주영·유승동(2013)은 생애주기, 사회경제적 특성, 지역 특성 등을 이용하여 가구원 수 변화와 가구의 경제적 특성이 주택 점유형태 및 주택유형 선택에 미치는 영향에 대해 분석하였으며, 주택점유형태 선택과 관련해서는 여성보다 남성일수록, 가구원 수가 많을수록, 소득이 높을수록 주택을 자가로 점유할 확률이 높아지는 한편, 주택유형 선택에 있어서는 가구원 수가 3-4인으로 구성된 가구는 자가 주택으로 아파트를, 1-2인 가구는 연립 및 다세대주택을 선택할 확률이 높은 것으로 분석되었다.

반면 김준형·고진수·최막중(2009)은 모든 가구에게 있어서 주택에 대한 소비수요와 투자수요는 동시에 존재한다고 보고, 이 두 가지 수요가 공간적으로 일치하는 가구(1주택 자가가구)와 분리되어 있는 가구(주거불일치가구)로 구분짓고 분석을 실시한 결과, 가구주의 연령이 낮고, 교육수준과 가구소득이 높을수록 주거 불일치 확률이 높게 나타나는 것을 확인했다. 강은택·마강래(2009)는 주택 점유형태와 더불어 주택 보유형태를 결정하는 요인들을 함께 분석함으로써 유주택 임차인에 대한 추가적인 분석을 시도했다. 그 결과 유주택자 중 자가·전월세 분석에 있어서 학력이 높고 전문·사무직에 종사할수록 전월세를 선택하는 경향이 높은 것으로 나타났다.

이후 주택에 대한 수요를 소비수요와 투자수요로 구분하고 주택 투자수요에 대한 가구의 개별적인 특성을 파악함으로써, 주거불일치를 분석 대상으로 한정된 결과만을 제시하는데 그친 기존의 논의에서 한 단계 더 나아간 이호진·고성수(2017)의 연구에서는 부모를 봉양하거나 주택금융 이용 경험과 대출금액이 많을수록 더 많은 주택을 보유하는 것으로 나타났으며 이와 더불어 상대주거비용 그리고 임대료 대비 주택가격의 변화량 등의 특성 또한 주택 보유 수에 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이를 토대로 우리나라 가구의 주택 소비수요 및 투자수요 결정은 부모봉양 여부, 주택금융상품 활용 여부, 상대주거비용, 지역 내 주택 매매가격과 임대료 수준에 의해 큰 영향을 받는 것으로 제시된다.

이상의 연구들을 종합해보면 다양한 자료를 기반으로 주택점유, 주택유형, 주택보유 등 여러 가지 형태의 주택 선택 문제를 다루었으나, 주로 주택의 실수요자를 대상으로 하는 소비수요측면에서의 분석에 치중되었다. 일부 주택의 투자수요에 대해 논의한 기존의 연구들도 존재하나, 이들 대부분이 주택의 소유와 거주의 불일치를 분석 대상으로 삼으면서 한정된 결과만을 제시하여 직접적인 주택의 투자수요에 의한 주택점유형태결정 변화에 대한 논의는 부족한 수준이다.

2. 분석모형

본 연구에서는 먼저 연도별 주택자가점유결정요인의 변화를 분석하고, 이중차분모형을 이용하여 금융위기 전후 특정 지역(수도권과 부산, 수도권, 도시지역)의 상대적인 주택자가점유율 변화를 실증적으로 분석한다.

먼저, 연도별 주택자가점유결정요인의 분석을 위한 회귀식은 다음과 같다.

y j = α + Z j γ + β r e g i o n j + ϵ j
식 1

종속변수(yj)는 해당 가구(j)의 주택자가점유 여부를 의미한다. 본 연구에서 주택자가점유 여부는 지금 거주하고 있는 주택이 자가인 경우 1, 전세 혹은 월세 등 자가 이외의 모든 경우를 0으로 설정하였다. Ζ는 가구(주) 특성-가구주의 연령, 성, 혼인상태, 학력, 가구원수와 가구소득-을 포함하는 설명변수 매트릭스(matrix)를 나타내며, regionj는 해당 가구(j)의 대도시(수도권이나 부산) 거주 여부를 나타내는 더미변수이고 ϵj는 통상의 오차항을 나타낸다.

글로벌 금융위기의 주택자가점유결정에 대한 영향을 실증적으로 분석하기 위해 본 연구는 이중차분모형을 이용한다.4) 이중차분모형은 실험집단의 특정 사건이 일어난 기준 시점 전후 변화에서 비교집단의 해당 변화를 빼줌으로써 특정 사건과 무관한 추세적인 흐름, 혹은 경기 변동에 의한 변화를 제거하여 오로지 특정 사건이 야기한 효과를 추출해 낼 수 있다. 본 연구에서는 실험집단으로 세 가지의 지역적 범위(수도권과 부산, 수도권, 도시지역)를 설정하고, 특정 사건을 금융위기로 설정하면서 기준시점을 정하되 그 연도를 2008년으로 설정하지 않고 실질적인 금융위기의 효과가 나타났을 것으로 추정되는 2010년으로 설정하였다.5)

이중차분모형을 이용하여 금융위기가 주택자가점유결정에 미치는 영향-즉, 투자수요-에 대해 실증적으로 분석하기 위한 회귀식은 다음과 같다.

y j t = α + Z j t γ+ β 1 T r e a t j + β 2 P o s t t + β 3 ( T r e a t * P o s t ) j t + ϵ j t
식 2

종속변수(yjt)는 주어진 연도(t)에 해당 가구(j)의 주택 자가점유 여부를 나타낸다. Treatj은 실험집단을 나타내는 더미변수로 본 연구에서는 수도권과 부산, 수도권, 도시지역 등 세 가지 분류로 나누어 분석한다. 이와 같은 실험집단 구성의 배경은 본 연구에서 살펴보고자 하는 금융위기 전후 두 집단 간 자가점유율이 다르게 나타날 것이라는 투자재로서의 주택 수요에 기초한다(Henderson and Ioannides, 1983; Ioannides and Rosenthal, 1994). 즉, 대도시에서는 주택가격 상승에 대한 기대가 비교적 크게 나타나고 이에 따라 주택의 소비수요보다는 투자수요가 강하게 나타난다. 그러나 금융위기 이후 주택가격의 거품이 사라지면서 향후 주택 가격 상승에 대한 기대가 무너져 투자재로서의 가치가 하락하고 이에 따라 주택의 투자수요로서의 성격이 사라지는 현상이 대도시에서 보다 뚜렷하게 나타날 것이다. Postt는 금융위기 이후 시점-2010년과 그 이후 시점-을 나타내는 더미변수에 해당한다. Treatj은 주택자가점유확률의 집단 간 격차-즉, 비교집단 대비 실험집단의 상대적 주택자가점유 가능성-를 추정하고 Postt는 금융위기 전후의 시점 간 격차-즉, 금융위기 발생 이전 대비 발생 이후의 상대적 주택자가점유 가능성-를 추정하기 때문에 이 둘의 교차항, (Treat * Post)jt의 계수인 β3는 수도권과 부산에서 타 지역 대비 주택자가점유의 가능성이 금융위기 발생 이전에 비해 이후에 얼마만큼 변하였는지를 보여준다. <식 1>과 <식 2> 모두 종속변수가 주택자가점유 여부를 나타내기 때문에 이들에 대한 추정은 오차항이 로지스틱분포를 따름을 전제로 logit모형을 이용해 추정한다.

Ⅲ. 자료 및 변수

1. 자료

본 연구에서는 금융위기가 주택자가점유결정에 미치는 영향에 대해 실증분석하기 위해 국토교통부의 「주거실태조사」 원자료를 이용한다. 분석 대상 기간에 있어서는 2008년 금융위기를 전후로 하여 2006, 2008, 2010, 2012, 2014년 5개 연도의 자료를 이용한다.

⌜주거실태조사⌟는 가구주의 학력, 경제활동 여부 등의 배경 문항과 더불어 주택 및 주거환경, 주거의식 및 주거 계획, 정책평가 및 정책 수요, 가구에 관한 사항 등 총 5가지 부문의 정보를 제공한다. 특히 본 연구에서는 주택자가점유율을 추정하고 이에 영향을 미치는 변수들을 설정하기 위해 주택 및 주거환경, 가구에 관한 사항 부문과 더불어 가구주의 인구통계학적 정보를 포함하고 있는 배경문항을 중점적으로 사용한다.

2. 변수

본 연구의 종속변수는 주택자가점유 여부에 해당하며, 설명변수들은 전술한 선행연구들에서 포함된 변수들을 기반으로 「주거실태조사」에서 확보가 가능한 변수들을 추출하였다. 가구(주) 특성은 가구주의 연령, 성별, 혼인상태, 학력, 가구원 수와 함께 경제적 특성을 나타내는 월평균 가구소득 변수를 포함하며, 이들에 대한 정의는 <표 2>와 같다.

표 2. 변수설정
항목 변수 설 명
종속변수 주택자가점유 1. 자가
0. 자가 이외(전·월세 등)
설명변수 가구(주) 특성 연령 가구주의 연령(세)
여성 1. 여성 가구주
0. 남성 가구주
혼인상태 1. 미혼/사별/이혼
0. 기혼
가구원수 동거 가구원 수(명)
학력 초등학교 졸업 이하
중학교 졸업
고등학교 졸업
대학교 졸업 이상
소득 월평균 가구소득(백만원)
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실증분석에 앞서 종속변수와 설명변수의 개략적인 분포 특성을 살펴보기 위해 실시한 기초통계량 결과는 <표 3>과 같다. 설명변수 중 가구주의 연령 변수는 모든 연도에 걸쳐 전체적으로는 50대 이상에 해당하며, 시간이 지날수록 조금씩 연령이 높아진다. 시점에 상관없이 자가의 경우 임대에 비해 연령이 높은 것으로 나타난다. 가구주 가운데 남성이 차지하는 비율이 약 80%대로 여성과 큰 차이를 보이지만 2010년 이후 여성 가구주 비중이 조금씩 상승하는 것으로 나타난다. 자가에 비해 임대에서 여성 가구주의 비중이 상대적으로 높다. 동거 가구원수는 매년 평균 3명으로 나타나며, 혼인상태에 있어서는 현재 배우자가 있는 기혼 상태 이외에 미혼, 사별, 이혼의 경우가 약 20%대로 매년 조금씩 상승하여 2014년에는 26%를 기록했다. 가구원수는 자가의 경우에 상대적으로 큰 반면에 기혼 이외의 비중은 임대에서 상대적으로 높음을 볼 수 있다. 가구주의 학력 변수 또한 모든 연도에 걸쳐 고등학교 졸업, 대학교 졸업 이상의 학력을 가진 가구주들의 구성이 가장 큰 비중을 차지하고 있으며, 중학교 졸업 학력을 가진 가구주들에 비해 초등학교 졸업 이하의 학력을 가진 가구주들이 조금 더 많은 비중을 차지하고 있는 것으로 보인다.

표 3. 기초통계(평균)
2006 2008 2010 2012 2014
자가 임대 자가 임대 자가 임대 자가 임대 자가 임대
가구(주) 특성
연령 55 45 56 47 56 47 58 49 59 51
여성 0.133 0.221 0.136 0.221 0.149 0.252 0.180 0.257 0.160 0.272
미혼/사별/이혼 0.146 0.314 0.162 0.313 0.180 0.407 0.170 0.327 0.190 0.404
가구원 수 3.2 2.8 3.1 2.8 3.1 2.7 3.0 2.7 2.9 2.6
학력
초등학교 졸업 이하 0.269 0.159 0.260 0.163 0.216 0.138 0.197 0.128 0.213 0.176
중학교 졸업 0.128 0.092 0.125 0.090 0.139 0.101 0.135 0.089 0.133 0.106
고등학교 졸업 0.309 0.378 0.315 0.374 0.328 0.382 0.333 0.354 0.308 0.336
대학교 졸업 이상 0.294 0.371 0.300 0.374 0.317 0.378 0.336 0.429 0.346 0.382
가구소득(백만원/월) 2.31 2.03 2.50 2.25 3.06 2.46 3.07 2.67 3.03 2.58
관측수 28,426 25,188 30,898 32,706 15,907

주 : 2014년 자료는 주택건축년도 문항에서 결측 4,200개가 나타나 다른 년도에 비해 감소하였음.

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소득의 경우를 살펴보면 금융위기 이전 시점인 2006년과 2008년 월평균 가구소득은 200만원 초반대로 나타내다가 금융위기 이후에는 200만원 후반대로 다소 상승한 것으로 나타났다.

Ⅳ. 실증분석 결과

1. 연도별 주택자가점유결정요인 분석결과

<표 4>는 logit모형을 이용한 연도별 주택자가점유결정요인 분석결과(한계효과)를 제시한다.6) 가구주 특성에 따른 자가점유 여부 차이를 살펴보면, 모든 연도에서 연령이나 소득이 높고, 가구원 수가 많을수록 주택을 자가로 점유할 확률이 높은 것으로 나타났다. 또한, 혼인상태 간에는 기혼의 경우 주택을 자가로 점유할 확률이 줄곧 상대적으로 높게 나타났다. 가구주의 성별 주택자가점유는 시점 간 상당히 상이한 결과를 나타낸다. 금융위기 이전에는 남성 가구주에 비해 여성 가구주의 경우에 주택을 자가로 점유할 확률이 대략 5%p가량 낮았으나 2010년부터는 이러한 남녀 간 차이가 사라지는 것으로 분석된다. 이는 최근 노동시장에서 여성의 경제활동 증가로 이들의 경제력이 상승한 사실과 무관하지 않을 것이다.

표 4. 연도별 주택자가점유결정요인 분석결과(한계효과)
2006 2008 2010 2012 2014
가구(주) 특성
연령 0.0147** 0.0127** 0.0153** 0.0154** 0.0121**
(32.63) (26.39) (33.14) (29.87) (20.87)
여성 −0.0541** −0.0556** −0.0113 0.0015 0.0107
(−3.86) (−3.50) (−1.02) (0.12) (0.71)
미혼/사별/이혼 −0.1697** −0.1690** −0.2188** −0.1881** −0.2337**
(−11.28) (−9.47) (−17.41) (−12.01) (−12.72)
가구원수 0.0555** 0.0340** 0.0398** 0.0371** 0.0322**
(11.72) (7.98) (10.51) (9.48) (6.79)
학력
초등학교 졸업 이하 0.0375* 0.0391** 0.0116 −0.0236 −0.0336+
(2.45) (2.77) (0.76) (−1.35) (−1.70)
중학교 졸업 0.0264* 0.0324* 0.0276* 0.0208+ −0.0045
(2.09) (2.51) (2.46) (1.67) (−0.28)
대학교 졸업 이상 0.0067 −0.0008 −0.0051 −0.0040 0.0268+
(0.69) (−0.07) (−0.50) (−0.39) (1.90)
가구소득(백만원/월) 0.0451** 0.0438** 0.0485** 0.0568** 0.0310**
(8.50) (9.01) (8.81) (10.40) (5.60)
지역
수도권 혹은 부산 −0.1107** −0.0735** −0.1471** −0.1587** −0.1203**
(−6.19) (−3.74) (−8.61) (−8.88) (−6.71)
Log pseudo-likelihood −15,950.9 −14,085.0 −17,401.9 −18,739.8 −8,803.9
관측수 28,381 25,179 30,898 32,706 15,907
Pseudo R2 0.1550 0.1274 0.1694 0.1492 0.1312

주 : 괄호 안의 수치는 z-값이며, **, *, 그리고 +는 각각 1%, 5%, 그리고 10%에서의 통계적 유의성을 나타냄.

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가구주의 교육수준을 나타내는 학력변수의 경우 2006년에는 고등학교 졸업 학력을 가진 가구주들에 비해 초등학교 졸업 이하의 학력을 가진 가구주들이 주택을 자가로 점유할 확률이 상대적으로 가장 높은 것으로 나타난다. 하지만, 이러한 저학력 가구주의 주택자가점유 가능성의 상대적 우위는 지속적으로 약화되어 2014년에는 고학력일수록 주택의 자가점유 가능성이 통계적으로 유의하게 높은 것으로 나타난다. 2006년과 2008년의 결과는 교육수준이 낮을수록 주택을 자가로 점유할 확률이 낮으며 전‧월세를 선택할 확률이 높다는 기존의 일부 선행연구들 결과와 대조를 이룬다.7) 그 배경에는 초등학교 졸업 이하, 중학교 졸업의 학력을 가진 가구주들의 경우 고등학교 졸업, 대학교 졸업 이상의 학력을 가진 가구주들에 비해 짧은 교육기간을 거치며 보다 일찍 노동시장에 진입해 주택 구입자금을 모으는데 더 용이했을 것으로 추정되며, 최근에 들어서야 고학력자들의 기대소득 혹은 이에 기초한 신용대출의 증대가 이를 초과하여 주택자가점유에 있어 고학력의 효과가 나타나고 있는 것으로 보인다.

또 다른 한편으로는 교육을 더 많이 받는 젊은이들의 소득은 현재보다는 미래에 의해 더 많은 영향을 받기 때문에 주택을 당장 소유 혹은 점유하기보다는 전‧월세 등의 임차를 선택하는 경향이 높기 때문인 것으로 생각해 볼 수 있다(Henderson and Ioannides, 1983).

마지막으로, 연도별 지역 간 주택자가점유의 차이를 살펴보기 위해 수도권과 부산으로 설정한 지역 더미변수의 한계효과를 살펴보면, 2010년(14.7%p)과 2012년(15.9%p)에 보다 큰 폭으로 수도권과 부산에서 주택자가점유확률이 하락한 것으로 분석된다. 주거서비스에 대한 소비를 목적으로 주택을 자가점유하는 경향이 높은 비대도시 지역에 비해 투자를 목적으로 주택을 수요할 가능성이 높은 대도시지역에서 금융위기로 인한 주택자가점유율의 변화-즉, 하락-가 보다 극명하게 드러난 것으로 해석된다.

2. 금융위기의 영향에 대한 분석결과

<표 5>는 이중차분모형을 통한 금융위기의 주택자가점유에 대한 영향을 logit모형으로 추정한 결과를 보여준다.5) 먼저 실험집단과 대조집단을 정의함에 있어서 실험집단은 수도권과 부산, 수도권, 도시지역 등으로 설정하며 대조집단은 그 외 지역으로 한정한다. 기준 시점은 금융위기를 전후로 구분하되 그 영향이 실질적으로 나타났을 것이라고 예상되는 시점은 2010년과 그 이후로 설정한다.

표 5. 금융위기가 주택자가점유결정에 미치는 영향에 대한 분석결과(한계효과)
분석기간 : 2006-2014 2006/2008 2008/2010 2012/2014
실험집단/기준 시점 : 수도권과 부산/2010 수도권/2010 도시지역/2010 수도권과 부산/2008 수도권과 부산/2010 수도권과 부산/2014
실험집단 −0.083** −0.093** −0.103** −0.122** −0.100** −0.311** −0.145**
(−5.30) (−5.99) (−6.29) (−7.55) (−6.24) (−3.67) (−8.84)
기준 시점과 그 이후 0.078** 0.032* 0.023+ 0.013 0.013 −0.116* 0.042**
(5.99) (2.40) (1.83) (0.57) (1.05) (−2.18) (2.57)
실험집단*기준 시점 −0.038** −0.037** −0.029* −0.008 0.031+ −0.243** 0.019
과 그 이후 (−2.80) (−2.83) (−2.10) (−0.37) (1.75) (−2.94) (0.90)
가구(주) 특성
연령 0.015** 0.015** 0.014** 0.014** 0.061** 0.015**
(44.88) (44.81) (49.25) (38.66) (40.07) (35.07)
여성 −0.032** −0.032** −0.038** −0.057** −0.114** −0.021*
(−5.09) (−5.12) (−6.17) (−5.45) (−2.90) (−2.09)
미혼/사별/이혼 −0.196** −0.197** −0.191** −0.178** −0.931** −0.174**
(−26.22) (−25.99) (−27.11) (−14.96) (−21.18) (−15.23)
가구원수 0.060** 0.060** 0.060** 0.060** 0.226** 0.056**
(23.00) (23.04) (23.53) (19.31) (18.32) (11.14)
학력
중학교 졸업 0.026** 0.023** 0.024** 0.005 0.085+ 0.047**
(3.14) (2.70) (2.89) (0.46) (1.77) (3.72)
고등학교 졸업 0.022* 0.020+ 0.018+ −0.005 0.036 0.046**
(2.10) (1.87) (1.77) (−0.42) (0.69) (2.75)
대학교 졸업 이상 0.060** 0.060** 0.056** 0.035* 0.205** 0.071**
(4.28) (4.13) (4.01) (2.26) (2.92) (2.97)
가구소득(백만원) 0.009** 0.009** 0.008** 0.003** 0.016** 0.030**
(3.12) (3.06) (3.29) (4.48) (4.40) (3.23)
고정효과
연도 5 5 5 5
Log pseudo-likelihood −87,996.1 −76,577.9 −76,548.3 −76,887.2 −30,855.8 −32,047.0 −27,926.1
관측수 134,040 134,040 134,040 134,040 54,457 56,368 48,685
Pseudo R2 0.0121 0.1403 0.1406 0.1368 0.1360 0.1439 0.1357

주 : 괄호 안의 수치는 z-값이며, **, *, 그리고 +는 각각 1%, 5%, 그리고 10%에서의 통계적 유의성을 나타냄. 2006-2014년 기간에 대한 분석에는 개별 연도에 대한 더미변수들이 포함됨.

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처음 두 열에서 실험집단으로 정의된 수도권과 부산은 타 지역에 비해 2006-2014년의 분석기간에 상대적으로 낮은 주택자가점유율을 갖는 것으로 나타나며, 금융위기로 인한 수도권과 부산의 상대적인 주택자가점유율의 변화를 나타내는 ‘실험집단*기준시점과 그 이후’의 한계효과는 통계적으로 유의한 음(−)의 값을 가져 수도권과 부산에서의 주택자가점유율이 금융위기를 전후로 타 지역의 그것에 비해 더 크게 하락했음을 볼 수 있다. 특히, 해당 가구(주)의 특성이 통제된 두 번째 열의 결과에 의하면 수도권과 부산에서 투자재로서의 주택자가점유의 확률이 2000년대말의 금융위기로 인해 3.7%p만큼 타 지역에 비해 보다 많이 하락한 것으로 나타난다.9)

주택자가점유결정에 영향을 미치는 가구(주)의 특성 변수들을 살펴보면, 전반적으로 연도별 주택자가점유 변화에 대한 분석결과와 비슷한 추세를 보인다. 가구주의 연령이 높고, 가구원 수가 많을수록, 가구 소득이 높을수록 주택을 자가로 점유할 확률이 높으며, 가구주가 여성인 경우와 미혼/사별/이혼 등의 혼인상태에 해당하는 경우에는 주택을 자가로 점유할 경향이 다소 낮은 것으로 나타났다. 다만, 가구주의 교육수준을 나타내는 학력변수는 대학교 졸업 이상의 학력을 가진 가구주가 주택을 자가로 점유할 확률이 가장 높게 나타났다.

주택자가점유에 대한 결정은 가구나 가구주의 특성 이외에도 해당 주택의 특성에 따라 영향을 받을 것이다. 하지만, 주택의 자가점유에 대한 결정이 주택유형의 선택에도 영향을 미칠 수 있는 내생성의 가능성을 포함한다. 따라서, 본 연구에서는 주택의 특성을 주택자가점유에 대한 통제변수로 간주하기 보다는 주택유형별로 구분하여 분석함으로써 금융위기로 인한 투자재로서의 주택수요가 주택유형 간 어떻게 상이한가를 살펴본다. 부록의 <표 A2>의 처음 세 열은 <표 5>의 두 번째 열에 대한 모형을 단독주택, 아파트, 그리고 그 외 주택유형 각각에 대해 분석한 결과를 제시한다. 단독주택과 아파트의 경우 투자재로서 주택수요의 감소가 금융위기를 전후로 수도권과 부산에서 상대적으로 크게 나타났으나 이들 이외의 주택유형에서는 이러한 추세가 나타나지 않은 것으로 분석된다.

또한, 가구의 특성으로서 해당 가구의 순자산-즉, 주택 이외의 자산에서 부채를 뺀 순자산-도 함께 고려한 분석결과가 <표 A2>의 마지막 열에 제시된다. 일부 연도의 자료에서는 가구의 자산과 부채에 대한 정보가 제공되지 않기 때문에 2008년과 2014년의 자료만을 이용한다. 순자산의 주택자가점유에 대한 영향을 통제한 이후에도 금융위기로 인한 투자재로서의 주택수요의 지역 간 상이한 변화는 여전히 유의하게 나타난다.7

실험집단을 수도권으로만 설정하는 경우, 금융위기로 인한 수도권의 상대적인 주택자가점유율 변화는 수도권과 부산을 실험집단으로 설정했을 때보다는 그 정도가 작지만 여전히 유의하게 음(−)의 값을 가져 수도권의 주택자가점유율이 금융위기를 전후로 비수도권 지역의 그것에 비해 더 많이 하락한 것을 알 수 있다.

유사하게, 실험집단을 도시지역-즉, 행정구역상 “시”에 해당하는 지역-으로 설정하여 분석한 결과 비록 해당 추정계수는 음(−)의 값을 가지나 이는 통계적으로 유의하지 않아 금융위기의 영향이 수도권 혹은 부산과 같은 대도시에 한정되었음을 짐작케 한다.

마지막 세 열은 이러한 분석결과의 강건성(robustness) 혹은 허구성(spuriousness)을 검토하기 위해 분석기간을 세 구간으로 구분한 추가적인 결과를 제시한다. 금융위기 발생 이전인 2006년과 2008년의 자료를 이용한 경우 금융위기 발생 이전의 추세-즉, 수도권과 부산에서 주택자가점유율이 보다 빠르게 상승하는 추세-를 확인할 수 있다. 반면, 분석기간을 2008년과 2010년만으로 한정하는 경우에 금융위기로 인한 대도시에서의 주택자가점유율의 보다 큰 폭의 하락을 관측할 수 있으며 특히 2010년 이후에 실행된 정부의 주택관련 정책들에 의한 영향을 비록 일부라도 배제한 결과로 간주된다. 마지막 열은 금융위기 이후 시점으로 분석을 한정하며, 이 결과는 지역 간 주택자가점유율 변화에서 통계적으로 유의한 차이가 없음을 제시할 뿐만 아니라 금융위기 이전에 나타나던 수도권과 부산의 보다 빠른 주택자가점유율 상승 추세가 금융위기 이후에는 나타나지 않음을 보여준다.

Ⅴ. 결론

우리나라에서 주택은 상대적으로 안전하고 높은 수익률을 창출하는 투자재로서의 성격이 부각되어 왔다. 이에 따라 자산을 축적하기 위한 하나의 투자수단으로서 주택 수요가 큰 비중을 차지해 오고 있음에도 불구하고 그간의 주택점유형태 선택과 관련된 연구들은 대부분 실수요자를 대상으로 하는 소비수요에 초점을 맞춰왔다. 또한 2008년 발생한 글로벌 금융위기 이후 나타난 주택매매가격의 약세는 주택을 투자재로 수요하던 사람들의 기대심리를 약화시켜 주택자가점유율의 하락을 야기하는 등 서민들의 주거불안정 문제가 대두되고 있다.

이에 본 연구는 그동안 주택의 소비수요에 비해 상대적으로 연구가 미흡했던 투자수요 특성에 초점을 맞춰 금융위기 전후 주택자가점유율 변화의 지역 간 차이를 분석하였다. 또한 이를 위해 이중차분모형을 사용함으로써 금융위기와 무관한 경기적 추세를 제외시키고, 주택자가점유형태 선택에 대한 금융위기의 단독적 효과를 도출했다는 점에서 기존의 연구들과 차별성을 갖는다.

본 연구의 실증분석결과에 의하면, 금융위기가 주택자가점유결정에 미치는 영향에 대해 이중차분모형을 사용하여 분석한 결과 수도권과 부산에서의 주택자가점유율이 금융위기를 전후로 타 지역의 그것에 비해 더 크게 하락한 것으로 나타났다. 실험집단을 수도권으로만 설정하여 분석하였을 경우에도 수도권과 부산을 실험집단으로 설정했을 때보단 그 정도가 낮지만 여전히 유의하게 수도권의 주택자가점유율이 기준시점 이전과 이후 사이 타 지역의 그것에 비해 더 크게 하락했다. 다만, 실험집단을 도시지역으로 설정하는 경우에 주택자가점유확률 변화의 지역 간 차이가 통계적으로 유의하지 않아 금융위기의 영향이 수도권 혹은 부산과 같은 대도시에 국한되었을 것으로 단정지을 수 있다.

2008년 글로벌 금융위기는 국내 주택시장에서 수도권을 중심으로 2008년 말과 2009년 초에 주택가격지수와 자가점유율을 급격히 하락시켰을 뿐만 아니라 이 두 지표의 장기적 추세에도 영향을 끼친 것으로 판단된다. 하지만, 본 연구의 실증분석에 이용된 자료는 짝수 해에 한해 조사가 이뤄지기 때문에 전자와 같은 단기적 영향의 추정에는 한계를 지닌다. 또한, 주택의 자가점유에 대한 결정이 주택유형의 결정과 동시에 이뤄질 수 있음에도 이러한 가능성을 충분히 통제하지 못하였고 2010년 이후 정부에 의해 이뤄진 대량의 보금자리주택 공급과 같은 정책적 요인의 영향을 구분하지 못한다는 점에서 한계를 지니며, 이러한 이슈들은 향후의 연구에서 보다 심도 있게 논의될 가치가 있다.

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정의철, 2002, “도시가구의 주택점유형태 및 주택유형선택에 관한 연구”, 「주택연구」 제10권 제1호, pp.5-31.

14.

최막중·임영진, 2001, “가구특성에 따른 주거입지 및 주택유형 수요에 관한 실증분석”, 「국토계획」 제36권 제6호, pp.69-81.

15.

최유미·남진, 2008, “서울시 가구특성별 주거선택 요인에 관한 연구 - 1996년부터 2006년까지 변화특성을 중심으로”, 「국토계획」 제43권 제3호, pp.195-210.

16.

Athey, S. and Imbens, G., 2006, “Identification and Inference in Nonlinear Difference-in-Differences Models” Econometrica, Vol. 74, No. 2, pp. 431-497.

17.

Blundell, R. and Dias, M. C., 2009, “Alternative Approaches to Evaluation in Empirical Microeconomics” Journal of Human Resources, Vol. 44, No. 3, pp. 565-640.

18.

Hendershott, P. H. and Slemrod, J., 1983, “ Taxes and the User Cost of Capital for Owner-Occupied Housing” AREUEA Journal, Vol. 10, pp.375-393.

19.

Henderson, J. V. and Ioannides, Y. M., 1983, “A Model of Housing Tenure Choice” American Economic Review, Vol. 73, No. 1, pp. 98-113.

20.

Ioannides, Y. M. and Rosenthal, S. S., 1994, “Estimating the Consumption and Investment Demands for Housing and Their Effect on Housing Tenure Status” Review of Economics and Statistics, Vol. 76, No. 1, pp. 127-141.

부록

표 A1. 연도별 주택자가점유결정요인 분석결과(추정계수)
2006 2008 2010 2012 2014
가구(주) 특성
연령 0.063** 0.058** 0.064** 0.065** 0.057**
(33.61) (28.61) (36.35) (31.64) (23.38)
여성 −0.229** −0.249** −0.047 0.006 0.050
(−3.92) (−3.59) (−1.02) (0.12) (0.70)
미혼/사별/이혼 −0.706** −0.735** −0.898** −0.774** −1.025**
(−11.60) (−9.91) (−17.60) (−12.03) (−13.19)
가구원수 0.240** 0.157** 0.166** 0.156** 0.150**
(11.98) (8.16) (10.69) (9.56) (6.82)
학력
초등학교 졸업 이하 0.164* 0.184** 0.049 −0.099 −0.154+
(2.41) (2.70) (0.76) (−1.36) (−1.75)
중학교 졸업 0.116* 0.153* 0.116* 0.089+ −0.021
(2.06) (2.46) (2.43) (1.66) (−0.28)
대학교 졸업 이상 0.029 −0.004 −0.021 −0.017 0.126+
(0.69) (−0.07) (−0.50) (−0.39) (1.89)
가구소득(백만원/월) 0.195** 0.202** 0.202** 0.240** 0.145**
(8.32) (8.82) (8.60) (10.24) (5.54)
지역
수도권 혹은 부산 −0.477** −0.336** −0.615** −0.679** −0.564**
(−6.20) (−3.83) (−8.68) (−8.92) (−6.68)
상수항 −3.525** −3.000** −3.431** −3.642** −2.695**
(−26.97) (−18.43) (−28.09) (−26.23) (−14.49)
Log pseudo-likelihood −15,950.9 −14,085.0 −17,401.9 −18,739.8 −8,803.9
관측수 28,381 25,179 30,898 32,706 15,907
Pseudo R2 0.1550 0.1274 0.1694 0.1492 0.1312

주 : 괄호 안의 수치는 z-값이며, **, *, 그리고 +는 각각 1%, 5%, 그리고 10%에서의 통계적 유의성을 나타냄.

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표 A2. 금융위기가 주택자가점유결정에 미치는 영향에 대한 분석결과(한계효과) : 주택유형 간 차이와 가구순자산
분석기간 : 2006-2014 2008/2014
실험집단/기준 시점 : 수도권과 부산/2010 수도권과 부산/2014
주택유형 : 단독주택 아파트 단독주택/아파트 이외
실험집단 −0.200** −0.032 −0.005 −0.065**
(−7.68) (−1.42) (−0.15) (−3.45)
기준 시점과 그 이후 0.022 0.011 0.023 0.009
(1.15) (0.53) (0.64) (0.53)
실험집단 * 기준 시점과 그 이후 −0.057** −0.046** −0.049 −0.043+
(−3.11) (−2.43) (−1.48) (−1.83)
가구(주) 특성
연령 0.020** 0.012** 0.016** 0.012**
(28.89) (36.26) (26.33) (29.29)
여성 −0.073** −0.015+ −0.026+ −0.027*
(−6.56) (−1.68) (−1.79) (−2.45)
미혼/사별/이혼 −0.192** −0.178** −0.130** −0.212**
(−16.31) (−15.94) (−8.08) (−16.64)
가구원수 0.049** 0.051** 0.093** 0.047**
(9.80) (17.75) (17.41) (16.39)
학력
중학교 졸업 0.013 0.111** 0.102** 0.014
(1.18) (12.78) (5.82) (1.15)
고등학교 졸업 −0.073** 0.184** 0.052** 0.015
(−5.15) (17.57) (3.30) (1.21)
대학교 졸업 이상 −0.103** 0.204** 0.014 0.055**
(−4.50) (14.25) (0.72) (3.37)
가구소득(백만원) 0.036** 0.007** 0.002* 0.002**
(4.03) (2.57) (2.13) (4.82)
가구순자산(십억원) −0.001**
(−3.82)
Log pseudo-likelihood −23,094.0 −40,443.8 −10,664.5 −23,188.8
관측수 48,282 67,048 18,710 41,227
Pseudo R2 0.2798 0.0770 0.1734 0.1208

주 : 괄호 안의 수치는 z-값이며, **, *, 그리고 +는 각각 1%, 5%, 그리고 10%에서의 통계적 유의성을 나타냄.

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Notes

1) 자가점유율은 현재 거주하고 있는 주택의 점유형태가 자가인 경우만을 대상으로 하며 주택을 소유하는 자가보유율과는 차이를 보인다. 자가점유율은 자기소유의 집에 살고 있는 가구가 일반가구에서 차지하는 비중을 나타내는 반면, 자가보유율은 자가 거주가구에 전월세·무상 가구 중 타지에 집을 소유하고 있는 가구를 포함한 수치이다(박미선, 2013).

2) 예외적으로 이호진·고성수(2017)는 주택수요를 소비수요와 투자수요로 구분하고 가구가 주택의 소비 및 투자 결정을 하게 되는 요인을 추정한 후, 이를 토대로 주택수요별 특징을 분석했다. 이 외에도 주택의 투자수요에 초점을 맞춘 분석에는 강은택·마강래(2009), 김준형·고진수·최막중(2009) 등이 있다.

3) Hendershott and Slemrod(1983)은 주택자가점유결정에 있어 사용자비용(user cost)을 처음으로 제기하였으며, Henderson and Ioannides(1983)는 사용자비용이 높을수록 임대에서 자가로 주택점유형태를 이동할 확률이 감소함을 제시한다.

4) 통상적으로, 이중차분모형은 정책의 평가에 주로 활용되지만 2008년의 글로벌 금융위기가 우리나라 주택시장에 외적인 충격이었으며 수도권이나 부산과 같은 대도시에서의 높은 주택가격에 대한 기대심리가 거품(bubble)일 수 있다는 염려를 야기해 주택의 소비수요가 아닌 투자수요에 주로 영향을 주어 대도시에 한정하여 영향이 나타나기 때문에 본 연구의 가설검정을 위한 적절한 방법론이 될 수 있다.

5) 글로벌 금융위기는 2008년 9월(박원암, 2014)에 발생한 반면에 2008년 주거실태조사는 2008년 8월 15일을 기준으로 하고 있을 뿐만 아니라 그 영향에 대한 분석대상이 주택자가점유결정이며 이는 주택거래의 특성상 시차를 갖고 반응을 하기 때문에 본 연구에서 금융위기의 영향이 나타날 것으로 간주하는 시점으로 2010년과 그 이후를 설정하는 것은 적절할 것이다.

6) 한계효과는 해당 설명변수의 평균에서 계산되었으며, 부록의 <표 A1>은 추정계수를 보여준다.

7) 일부 선행연구에 의하면, 주택과 같은 내구재 소비는 근로소득 등 직접적인 현재소득보다는 항상소득에 영향을 받으며, 세대 간 부(wealth)의 이전이나 주택금융 등 타인 자본의 활용이 중요하게 영향을 미치는 것으로 설명한다.

8) 표 안의 수치들은 해당 설명변수의 한 단위 변화에 따른 주택자가점유확률의 변화-즉, 한계효과(marginal effect)-에 해당하며, 2000년대말 금융위기로 인한 주택의 투자재로서의 자가점유율 변화는 에 의해 추정되고 는 로지스틱(logistic)분포를 따르는 확률변수의 확률함수를 나타낸다.

9) 종속변수가 연속형 변수가 아닌 경우에 통상의 이중차분모형을 적용한 분석결과는 추정상의 오차를 포함할 수 있다(Blundell and Dias, 2009). 이와 같은 문제를 완화 또는 해결하기 위해서는 Athey and Imbens(2006)에 의한 “changes-in-changes”모형의 적용이 요구되나 본 연구에서는 이를 고려하지 못하였으며, 향후 이를 반영한 추가적인 분석이 필요하다.

10) 익명의 심사자는 주택의 투자수요에 영향을 미치는 요인으로 주택가격 예상 상승률, 대출조건, 상대주거비용 등을 추가적으로 고려할 필요가 있음을 제시하나, 본 논문에서는 자료의 제약으로 인해 이들에 대한 충분한 통제가 이뤄지지 못하였으며 이는 향후 과제에서 고려될 필요가 있다.


주택도시금융연구 2022년 하반기 논문 모집 안내


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