I. 서론
주거이동은 주택이라는 생활의 터전을 옮기는 행위이다. 주거이동은 흔히 가구원의 취업이나 결혼, 학업 등의 사유로 발생되며, 경제 여건 변화에 따른 자발적 혹은 비자발적인 경우도 있다. 이를 통해 가구원의 경제적 활동이 시작되고 휴식이나 심리적 안정감, 소속감 등을 얻으며 살아가게 된다. 주거이동의 양태는 사회의 주거안정성이나 주거복지의 시금석으로도 작용한다. 우리나라 전월세 한 집에 거주하는 기간은 평균 3.5년으로 자가 10.6년에 비해 상대적으로 짧다. 집값이나 전세값의 급격한 상승은 심각한 주거불안을 야기하고 사회문제로 비화된다. 이때 특히 주거취약계층에게는 저렴한 주거를 찾아 기존 생활기반에서 멀어지고 열악한 주거환경으로의 비자발적 주거이동이 발생되기도 한다.
주거안정성은 비자발적 주거이동을 최소화하고 자발적 주거이동이 용이할 때 확보될 수 있다. 주거이동은 가구가 지니는 속성의 변화에 기인하여 가족의 생활양식과 욕구 변화, 개인의 취향과 사정에 따라 주거공간을 합리적으로 대응시켜 적절한 주거서비스를 제공받기 위한 주거조절행위의 하나이다(이봉한․정창무, 2007). 따라서 주거이동을 통해 보다 나은 주거서비스를 공급받음으로써 주민들의 삶의 질이 향상될 수 있다. 반면에 주거이동 감소를 통해 보다 편안하고 안정적인 주거지를 구성할 수 있는 측면도 함께 존재한다. 따라서 정책적으로 지역 주민들의 주거이동을 고려한 적절한 주거 서비스를 공급함과 더불어 지역 주민들이 현재 살고 있는 지역에 정착할 수 있도록 편안하고 안전한 주거환경을 조성해 주는 노력이 필요하다(이경환, 2008).
저소득 가구는 주거이동으로 더욱 열악한 환경으로 내몰릴 수 있는 위험을 안고 있다(주희선 외, 2016). 일반적으로 가구는 주어진 예산의 제약 조건에서 효용을 극대화하기 위해 주택과 기타 재화 소비량, 점유형태를 선택하게 되며 이는 주거이동을 통해 이루어진다(박병훈․정의철, 2022). 저소득 가구는 경제적 제약으로 인해 장기간에 걸쳐 주거 여건을 개선해 나가게 되며, 대부분 임대차계약을 통해 임대주택에 거주하는 경우가 많기 때문에 계약갱신 여부 등에 따라 주거이동 발생이 많을 수밖에 없다. 실제로 임차인의 주거이동이 주택 소유자보다 많고(Clark and Dieleman, 1996), 임대료 통제가 높고 임대 안정성이 높을수록 주거이동성이 낮은 것으로 알려져 있다(Sánchez and Andrews, 2011).
주거이동은 주거안정성 측면뿐만 아니라 지역사회의 경제적․사회적 측면에서 의미하는 바가 크다. 주거이동은 주택시장 기능과 긴밀하게 연관되어 있으며, 노동 이동성과 경제 전반의 효율적인 자원배분에 중요한 영향을 미친다(Sánchez and Andrews, 2011). 과도한 주거이동은 지역사회의 사회적 관계 및 네트워크를 저하시켜 사회적 안정에 부정적인 영향을 미칠 수도 있고(David et al., 2011), 반대로 주거이동성이 낮으면 노동시장의 효율성이 떨어지고 전반적인 경제성과에 부정적인 영향을 미칠 수도 있다(Hardman and Ioannides, 1999).
이러한 측면에서 저소득 가구의 주거안정성에 직접적인 관련성을 갖는 주거이동에 대한 관찰은 주거복지, 주택공급, 지역사회 유지, 지역 활성화 등 다양한 측면에서 의미하는 바가 크며, 지속적인 연구와 정책적 관심이 유지될 필요가 있다. 이러한 필요성에 기초하여 본 연구는 공공분야 주거정책의 주요 대상이 되는 임대주택 거주가구의 주거이동 의향 특성에 대하여 고찰한다. 아울러 공공임대주택과 민간임대주택 거주가구 간의 주거이동 의향 차이에 대하여 분석한다. 이를 통해 주거이동 특성을 감안하여 주거정책의 수립할 수 있는 정책적 시사점을 도출하고자 한다.
II. 이론적 배경 및 선행연구 고찰
주거이동은 “물리적으로 다른 두 주택 간의 이동”을 말하며(김부성, 2014; 주희선 외, 2016), 다양한 주택요구에 적합하도록 적응하는 과정으로서 개인의 만족도를 최대화하려는 수단이라고 할 수 있다(임승학, 2018). 이동의 개념과 만족도 최대화의 의미를 놓고 보면 주거이동이란 “일정 지역에 거주하는 사람이 그 경계를 벗어나 다른 지역으로 옮겨가서 사는 것을 의미하며, 일정 지역에서의 전입과 전출을 의미하는 주거이동은 사회적․경제적 조건이나 가치관 등과 밀접하게 관련되어 복합적으로 발생하는 인간의 주체적 행위”라고 정의할 수 있다(김형민, 2023; 장학희, 2021). 또한 “소득수준, 가구원수와 가족구성, 주택형태 및 위치에 대한 선호 등과 같은 가구 내부적 요인과 주택정책 및 주택시장 여건 등과 같은 외부적 요인의 변화에 적응하기 위해 보다 합리적으로 주택소비를 조절해 나가는 과정”이라고 할 수 있다(권정표, 2022).
주거이동에 대한 연구는 오랜 전통을 가지고 있으며, 지리학, 사회학, 경제학, 심리학 등 다양한 분야에서 연구가 진행되어 왔다(Dieleman, 2001). 주거이동은 기본적으로 주택 수요의 변화와 관련되기 때문에 가구의 특성 변화, 주택 변화, 주택시장의 변화와 관련성을 갖고 있으며, 주거이동에 대한 경험적 분석은 주거선택과 주거이동을 가구의 생애주기단계와 연결하고 있다(van der Vlist et al., 2002). 그리고 주택 수요 또한 가구의 생애과정의 단계에 따라 차이가 있으며(Clark and Dieleman, 1996), 이사 동기에는 미시경제적․거시경제적 이유가 결합되어 있다. 가구 속성, 가구의 삶의 과정 및 직업 경력 흐름은 이사 경향과 주거선택을 결정한다(Dieleman, 2001). 주거 이동성을 촉진 또는 저하시키는 요인으로서 주택공급, 세제․대출, 거래비용, 임대료 통제, 세입자 보호 등과 같은 정부정책도 포함된다(de Boer and Bitetti, 2014; Causa and Pichelmann, 2020; Inchauste et al., 2018; Sánchez and Andrews, 2011). 도시 빈곤지역에서는 저소득층의 비자발적인 주거선택과 이동이 이루어지며(DeLuca et al., 2019; Skobba and Goetz, 2013), 저소득층의 삶의 질 개선을 위해 이주지원 프로그램이 정부차원에서 실시되기도 한다(U.S. HUD, 2011).
Clark and Onaka(1983)의 연구에 의하면, 주거이동은 <그림 1>과 같이 주택시장이나 주택과 관련된 제도적 구조의 변화, 가구의 생애주기 변화, 주택의 강제적 손실 등에 의하여 조정․유발․강제의 형태로 발생한다.
먼저, 가구의 생애주기 변화는 특정 주택의 수요를 변경하거나(너무 협소한 공간, 개인 마당의 필요성 등) 독립된 주택 단위(가구의 형성과 해체)에 의한 수요를 창출하거나 제거하여 이동을 유발한다. 다음으로 주택시장 또는 제도적 구조의 변화에 의한 주거이동은 많은 연구에서 증명되었다. 예를 들어 모기지 제공자, 고용주, 집주인, 지방정부의 행동이 특정 지역과 특정 유형의 주택에 대한 공급과 수요에 영향을 미칠 수 있으며, 이로 인해 동네 또는 지역단위에서 주거이동이 발생될 수 있다(van Ham, 2012). 또한 주거이동은 정부의 주택정책과 복지시스템, 기술변화 및 장기적인 문화적 변화와 같은 더 광범위한 영역과 관련성을 갖고 있다(Lesthaeghe, 2010).
이러한 주거이동은 주택의 명확한 불만 사항을 개선하기 위한 조정이동과 가구의 형성과 해체, 주택의 다양한 불만사항에 의해 유발되는 유발이동으로 구분할 수 있다. 반면에 주거이동이 항상 자발적으로 발생하는 것은 아니다. 비자발적이거나 강제적인 이동은 가족이 완전히 통제할 수 없는 사건으로 인해 발생하는데 공공 또는 사적 행위에 의한 퇴거와 주택의 손실이 비자발적 이동의 주요 원인에 해당된다.
자발적 주거이동은 다음의 <그림 2>와 같이 다양한 이유에서 발생한다. 먼저, 조정이동은 일반적으로 받아들일 수 있는 주택 서비스 구성에 의한 이동이다. 주택서비스 구성에는 주택 단위 특성, 동네, 접근성의 세 가지 범주가 있다. 주택 단위 특성 중 공간은 일반적으로 이사 결정의 결정적인 요인에 해당되며, 반면에 품질 또는 디자인과 비용에 대한 고려사항은 이에 비해 상대적으로 중요하지 않은 것으로 알려져 있다. 동네는 주거단위 특성에 비해 주거이동을 명확하게 설명하지는 않지만 여러 논문에서 이웃에 대한 태도와 사회경제적 지위에 대한 연구가 진행되었다. 예로서 사회적 네트워크와 사회적 지원(Mulder, 2007)이나 이웃 선호도(van Ham, 2012)가 주거이동에 영향을 미치는 것으로 알려졌다. 접근성은 동네 특성에 해당되는 구성요소이지만 직장과 친척, 친구에 대한 접근성이 가구의 이사에 미치는 영향 중 하나이기 때문에 별도로 구분할 수 있다.
다음으로 유발이동은 가구의 형성과 해체에 수반되는 이동에 해당된다. 생애주기 또는 다른 가구적 특성의 변화로 인해 주거이동이 유발된다. 경제적 특성 중 고용의 변화는 종종 주거이동으로 이어질 수 있다. 인구통계적 특성에서 새로운 가구의 형성, 혼인상태의 변화, 가구 규모의 변화가 가구의 생애주기에서 가장 많이 다루어지고 있다. 하지만 이러한 가구 내 변화가 거주지를 이동하는 유일한 이유는 아니다. 가구가 이사하는 또 다른 중요한 이유는 주택시장의 변화로 인해 발생하는데 주택소유 여부가 변경되거나 주택 사다리를 오르는 과정일 수 있다(van der Vlist et al., 2002). 주거이동을 통해 부동산 가치를 높이는 경우가 있고(Henley, 1998), 주거이동이 특정한 주택 수요보다는 자본 축적과 더 관련이 있다는 연구결과도 있다(Deurloo et al., 1987). 또한, 주거이동은 토지 사용과 주택금융, 주택건설 및 가격 결정에 대한 복잡한 정부 개입으로 인해 신규 주택공급이 제한되기 때문에 발생하기도 한다(Strassmann, 2001).
주거이동과 관련된 국내 많은 연구들은 크게 인구통계․사회학적 측면에서 접근한 연구와 도시지리학적 측면에서 접근한 연구로 구분하여 살펴볼 수 있다. 먼저, 인구통계․사회학적 측면에서의 주거이동 관련 연구들은 1인가구, 청년가구, 베이비부머세대, 노인가구, 저소득층 등과 같은 인구통계학적 측면과 이웃이나 사회적 관계 등에 의한 주거이동을 관찰한 사회학적 측면에서의 연구가 해당된다. 다음으로 도시지리학적 측면에서의 주거이동에 관한 연구들은 서울시나 대도시권과 같은 공간단위 주거이동에 대해 주거이동 방향성과 유입환경 등을 관찰한 연구들이 주류를 이루고 있다. 본 연구에서는 연구목적에 부합되는 인구통계․사회학적 측면에서 접근한 연구를 중심으로 선행연구를 검토하였다.
노승철․이희연(2009)은 2008년 주거실태조사 자료를 활용하여 저소득층의 주거 불안정성 변화를 분석한 결과, 빈곤층과 저소득층의 경우는 다른 소득계층에 비해 상향이동 비율보다 동등이동 비율이 높게 나타나 주거안정을 위한 자발적인 개선 여력이 상대적으로 매우 적은 것으로 나타났다. 자가 가구의 경우는 가구 특성이 통계적으로 유의한 영향을 미치지 못했으나 차가 가구의 경우는 여성 가구주에 비해 남성 가구주일수록, 소득이 높을수록, 연령이 높을수록 상향 이동할 확률이 높아지는 것으로 나타났다.
권연화․최열(2018)은 2016년 주거실태조사 자료를 활용하여 1인가구의 연령별 특성에 따른 주거이동 결정요인을 분석하였다. 분석결과, 연령, 성별, 학력, 소득, 주거관리비, 부채, 주거입지, 점유형태, 주택유형, 방의 형태가 유의미한 영향을 주는 것으로 나타났다. 연령별 주거이동의 경우, 청년 1인가구는 임차 가구일수록 주거이동 확률이 크게 높아졌고 중년 1인가구와 노년 1인가구는 남성 가구주일수록 주거이동 확률이 크게 증가하는 것으로 나타났다.
송주연․전희정(2018)은 2006년과 2016년 주거실태조사 자료를 이용하여 이항 로지스틱 회귀분석을 통해 노인 주거이동 의향 영향요인을 분석하였다. 분석결과, 2006년의 노인가구는 주거이동 의향에 주거안정성 요인이 강하게 작용하였으며, 2016년 자료에서는 주거 안정성 요인과 함께 주거비, 소득, 부채, 수도권 거주 등의 경제적 여건이 주거이동 의향에 많은 영향을 미치는 것으로 나타났다.
김주영(2023)은 2020년 주거실태조사 자료를 이용하여 65세 이상 고령자 가구의 주거이동 요인을 분석하였다. 분석결과, 많은 고령가구들이 노년기에도 자발적 혹은 비자발적 이유로 주거를 이동하고 있으며, 주거이동 요인으로는 가구주 성별과 나이, 과거 이사횟수, 주택 점유형태 등 사회경제적 특성과 주거특성들이 복합적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.
양지수․김호철(2023)은 2019년과 2021년 주거실태조사 자료를 이용하여 이항 로지스틱 회귀분석을 통해 코로나19 전후 고령가구의 주거이동 의향의 변화 특성을 분석하였다. 분석결과, 코로나19는 고령인구의 도시지역 집중을 강화하고 비도시지역과의 격차를 더욱 심화시키는 계기가 된 것으로 나타났다. 주거이동 의향에 영향을 미치는 요인으로는 가구주 최종학력 및 성별, 거주기간, 자산 및 부채, 점유형태, 소재지역 등으로 나타났다.
황윤희․정재호(2023)는 2020년 주거실태조사를 이용하여 구조방정식 모형을 통해 주거환경특성이 코로나19 시기의 MZ세대의 주거이동에 미치는 영향을 분석하였다. 분석결과, 이용편의성 요인과 주거보유의식이 주거이동에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특징적으로 MZ세대는 모든 시설에 접근이 편리하고 좋은 것과 상관없이 주거이동을 하기 때문에 접근용이성은 주거이동에 유의한 영향으로 나타나지 않았다.
이다은(2023)은 서울시 임대주택 입주자 패널조사 3차년도(2019년) 자료를 활용하여 공공임대주택 입주자의 향후 주거선택과 영향요인을 다항 로지스틱모형을 이용하여 분석하였다. 분석결과, 가구주의 연령이 증가할수록 민간아파트보다 현재의 공공임대주택에 계속 거주하는 것을 선택하는 것으로 나타났다. 자녀가 있을수록, 소득이 높을수록 민간주택을 선택할 확률이 높은 것으로 나타났으며, 현재의 공공임대주택에서 차별과 이웃갈등을 경험할수록 주거유지보다는 다른 주택으로의 이동을 선택하는 것으로 나타났다.
이재구․김호철(2024)은 2021년 주거실태조사 자료를 이용하여 이항 로지스틱 회귀분석을 통해 민간임대주택과 공공임대주택 거주가구의 주거이동 영향요인을 분석하였다. 분석결과, 공통적으로 혼인상태(+), 가구주 연령(−), 자산(+), 주택보유의식(+)이 영향요인으로 도출되었으며, 민간임대주택에서는 수도권 거주(+), 부채(+), 주거관리비 부담감 감소(+), 무주택기간(−), 주거불안감 감소(+)변수가 추가적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 반면, 공공임대주택에서는 아파트(−), 신축주택(+), 주거불안감 감소(−)가 주거이동 의향에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
이상의 주거이동과 관련된 선행연구들은 대부분 주거이동에 대한 의향이나 계획 요인을 종속변수로 활용하고 있다. 이는 실제 주거이동 전후 결과를 기준으로 영향요인을 분석하기에는 추적자료의 한계가 있기 때문이다. 한편으로는 주거이동 의향이나 계획이 실제 주거이동으로 나타나는 실증연구에 기반한다. Mateyka(2015)는 미국의 5만 가구의 소득 및 프로그램 참여조사(SIPP) 자료를 활용하여 이사 가능성이 높은 가구에 대한 분석을 진행한 결과, 이사를 희망하는 가구의 이사율이 그렇지 않은 가구에 비해 높으며, 그 중에서도 젊은 가구, 무주택 가구, 고소득 가구에서 실제 이사하는 경우가 높다는 연구결과를 도출하였다.
국내의 주거이동에 관한 연구는 계층별, 연령별, 지역별 등 다양한 측면에서 많은 진척이 있어 왔다. 인구통계․사회학적 측면에서 주거이동 원인과 이유 등을 관찰한 연구들은 1인가구, 청년가구, 노인가구, 고령자가구, 베이비부머세대 가구 등 연령별 주거이동 특징을 주제로 한 연구가 주류를 이루고 있다. 또한 선행연구들의 활용자료 측면에서 볼 때, 주거이동은 가구의 선택과 거주지역 변화를 수반하기 때문에 설문조사 자료나 인구이동통계 자료를 활용한다는 특징을 가진다. 특히, 주거이동 의향이나 이유 등에 관한 연구들은 국토교통부가 매년 조사․발표하는 주거실태조사 자료를 활용하고 있다. 분석방법에서는 이항 로지스틱모형을 대부분 활용하고 있다. 이는 주거이동 의사가 ‘이사할 계획(의향)이 있다’, ‘이사할 계획(의향)이 없다’와 같은 명목변수로 조사되기 때문에 확률선택모델을 활용해야 한다는 방법론적 제한이 있기 때문으로 이해된다.
이러한 주거이동 관련 선행연구들과 비교할 때, 본 연구는 주거이동을 주거불안정 측면에서 접근하여 공공임대주택 공급 효과를 증명하는 연구라는 점에서 차별성을 갖는다. 저소득층과 공공임대주택 입주자를 대상으로 한 연구는 있었으나 이를 상호 비교하여 공공임대주택의 주거안정성 효과를 관찰한 연구는 극소수에 불과하고, 활용변수 역시 연구자마다 차이가 있는 실정이다. 본 연구는 공공임대주택과 민간임대주택 거주가구의 주거이동 의향 결정요인의 차이를 비교․분석하여 임차가구의 주거안정을 위한 정책적 시사점을 도출한다는 점에서 1차적인 차별성을 갖는다. 또한 유사 선행연구에서 활용하지 않은 주거부담 및 주거불안감 변수를 추가적으로 활용하였으며, 소득과 자산의 차이에 따른 주거이동 의향의 통계적 차이를 최소화하기 위해 공공임대주택과 민간임대주택 거주가구의 소득 및 자산 수준을 상호 비교 가능한 기준으로 설정한 표본을 분석대상으로 하였다는 점에서 차별성을 갖는다.
III. 분석의 틀
본 연구에서 비교 분석의 대상이 되는 공공임대주택은 ｢공공주택 특별법｣에서 규정하는 공공건설임대주택과 공공매입임대주택을 말한다. 구체적으로 영구임대주택, 국민임대주택, 행복주택, 장기전세주택, 기존주택등 매입임대주택, 기존주택 전세임대주택이 해당된다. 민간임대주택은 ｢민간임대주택에 관한 특별법｣에 의한 임대주택과 함께 일반적인 전세 및 월세 등으로 거주하는 임차개념의 임대주택이 해당된다.
본 연구는 주거실태조사 자료 중 <표 1>과 같이 관련 선행연구에서 주거이동 원인 및 동기에 유의미한 영향을 주는 것으로 알려진 변수를 활용한다. 또한, 이항 로지스틱 회귀분석의 독립변수로 활용하기 위해 범주형 자료로 조사된 자료에 대해서는 새롭게 더미변수를 생성한다. 더미 변환은 명목변수로 측정된 변수의 값을 “0”(기준값, reference)과 “1”(관심값, event)로 변환하는 것으로서 보통 기준값은 기본적이고 일반적인 것을 많이 사용하며, 관심값은 연구자가 관심을 갖는 것을 주로 사용한다(이일현, 2019).
첫째, 인구사회적 특성이 주거이동 의향 결정에 미치는 영향을 살펴보기 위해 가구주 연령, 성별, 최종학력, 가구원 수를 변수로 활용한다.
둘째, 경제적 특성이 주거이동 의향 결정에 미치는 영향을 살펴보기 위해 가구주의 경제활동 여부, 가구의 월평균 소득 및 총 생활비, 국민기초생활보장급여 수급 여부를 변수로 활용한다.
셋째, 주거여건이 주거이동 의향 결정에 미치는 영향을 살펴보기 위해 거주지역과 주택유형을 변수로 활용한다. 여기서 거주지역은 우리나라 부동산시장 특성을 감안하여 수도권과 비수도권으로 구분하고, 주택유형은 아파트와 비아파트로 구분하여 변수로 활용한다.
넷째, 거주환경이 주거이동 의향 결정에 미치는 영향을 살펴보기 위해 주택 노후도, 전반적인 주택 만족도, 전반적인 주거환경 만족도를 변수로 활용한다.
다섯째, 주거부담 및 주거불안감이 주거이동 의향 결정에 미치는 영향을 살펴보기 위해 주거비 부담, 주거관리비 부담, 퇴거요구 불안감, 재계약 거부 불안감, 임대료 상승 불안감, 임대보증금 미회수 불안감을 변수로 활용한다.
여섯째, 주거의식이 주거이동 의향 결정에 미치는 영향을 살펴보기 위해 내집마련 필요성 변수를 활용한다.
본 연구는 공공임대주택 가구와 민간임대주택 가구의 주거이동 의향 결정요인을 비교하기 위해 주거실태조사 임차가구 표본들 중 다음의 기준을 충족하는 표본을 활용한다. 먼저, 분양전환공공임대주택과 사옥 임대 등의 기타 임대주택에 거주하는 임차가구는 제외한다. 이들 임대주택 거주가구는 특정목적으로 특정기간 동안 임대주택에 거주하기 때문에 주거이동 의향이 불분명할 것으로 판단되기 때문이다. 또한, 공공임대주택과의 비교를 위해 민간임대주택의 점유형태 중 공공임대주택 점유형태에 해당하지 않는 사글세, 연세, 일세, 무상 유형은 제외한다. 이는 관련 선행연구에서 점유형태가 주거이동 의향에 영향을 주는 것으로 밝혀졌기 때문이며, 따라서 비교집단(공공임대, 민간임대) 간의 점유형태 차이에 따른 영향을 최소화하기 위해서이다. 그리고 공공임대주택과의 비교를 위해 민간임대주택 거주가구 중 월평균 소득이 8,872,377원을 초과하거나 총 자산(자동차가액 포함)이 32,696만 원을 초과하는 가구는 제외한다. 이는 많은 선행연구에서 소득과 자산이 주거이동 결정에 유의미한 영향을 미치는 것으로 증명되었기 때문에 공공임대주택 가구와 민간임대주택 가구의 소득 및 자산을 동일하게 맞출 필요가 있기 때문이다. 2022년도 주거실태조사 시 적용한 전년도 2021년도 기준으로서 월평균 소득은 6인가구를 기준으로 할 때 임대주택 중 가장 높은 소득․자산에 해당되는 행복주택 맞벌이부부 기준을 적용하였으며, 자산은 가구의 총 자산가액 합산기준 29,200만 원과 자동차가액 3,496만 원의 합산 금액을 적용하였다.
이와 같은 기준을 적용하여 본 연구에서 활용하는 표본은 <표 2>와 같이 공공임대주택 2,314개와 민간임대주택 8,996개 등 총 11,310개이다.
| 구분 (가구, %) | 전체 | 공공임대 가구 | 민간임대 가구 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 전체 | 주거이동 의향 | 전체 | 주거이동 의향 | ||||
| 있음 | 없음 | 있음 | 없음 | ||||
| 표본 | 11,310 | 2,314 (100.0) | 98 (4.2) | 2,216 (95.8) | 8,996 (100.0) | 1,149 (12.8) | 7,847 (87.2) |
본 연구에서는 공공임대주택 가구와 민간임대주택 가구의 주거이동 의향 결정요인을 측정하기 위해 확률선택모형 중 하나인 로지스틱 회귀모형을 활용한다. 확률선택모형은 경제학․지리학․도시계획학 등 여러 광범위한 분야에서 인간의 선택행태를 설명하기 위하여 활용되고 있으며, 일반적으로 Linear probability Model, Logit Model, Probit Model 등이 있다. 이중 Logit Model은 계산의 편의성 때문에 가장 많이 이용되고 있다(이봉한․정창무, 2007).
로지스틱 회귀모형은 종속변수가 갖는 범주의 수와 특성에 의해 다양한 모형으로 구분된다. 범주의 수가 2개의 경우에는 이항 로지스틱 회귀모형(binomial logistic regression model)이 되고, 3개 이상이면 다항 로지스틱 회귀모형(multinomial logistic regression model), 범주가 특정한 순서범주에 해당되면 순서형 로지스틱 회귀모형(ordinal logistic regression model)이 된다(박선호, 2021). 본 연구에서는 주거이동 의향 결정이 향후 다른 주택으로 이사할 계획에 대한 ‘네’, ‘아니오’의 2개 선택 대안을 갖고 있는 조사결과를 활용하기 때문에 이항 로지스틱 회귀모형을 활용하여 분석한다. 주거이동과 관련된 많은 선행연구들에서 이항 로지스틱 회귀모형을 활용하여 주거이동 영향요인을 밝혀 왔다. 대표적으로 권연화․최열(2018), 김진후(2021), 윤영종(2019), 임기흥(2015), 한자선(2021)의 연구가 해당된다.
이항 로지스틱 회귀모형은 <식 1>과 같은 형태를 갖는다(박선호, 2021; 박정순, 2015). 여기서 Xi는 독립변수, β0,β1,…,βn는 추정될 모수, P(Yi = 1|Xi), π(x)는 독립변수에 대하여 종속변수 Yi가 1로 나타날 확률이다.
<식 1>에서 로지스틱함수는 Xi와 β에 대하여 비선형이지만 <식 2>와 같이 선형식으로 변환시킬 수 있다.
<식 2>에 <식 1>을 대입하면 <식 3>과 같은 선형식의 모형을 갖게 된다.
로지스틱 회귀모형에서 사건의 발생확률은 오즈비(odds ratio)를 통해 설명된다. 오즈(odds)는 어떤 사건이 일어날 확률과 일어나지 않을 확률 간의 비율이며, 오즈비는 관측치가 발생할 확률과 발생하지 않을 오즈 간의 비율을 의미한다(노경섭, 2020). 그리고 오즈비가 연구적인 개념이라면 수학적 개념의 exp(β)가 있다. exp(β)가 1에 가까울수록 독립변수 변화에 따라 종속변수 변화가 거의 없다는 의미이고, 1에서 멀어질수록 독립변수 변화에 따라 종속변수 변화가 크다는 의미를 갖는다(박선호, 2021). 이러한 오즈비와 exp(β)는 다음의 <식 4>에 의해 동일한 값으로 나타난다(홍석기, 2018).
본 연구는 이항 로지스틱 회귀모형을 비롯한 기술통계를 위해 통계프로그램 IBM SPSS Statistics 24를 활용한다.
IV. 분석결과
공공임대주택 거주가구와 민간임대주택 거주가구를 비교․분석함에 있어 <표 3>과 같이 t-검증과 χ2 검정을 실시하여 집단 간의 유의한 차이가 있는지를 확인한 결과, 주거비 부담과 주거관리비 부담 변수에서는 유의한 차이가 나타나지 않았으나 이외 모든 항목에서 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다.
먼저, 인구사회적 특성과 경제적 특성에서 보면 공공임대주택과 민간임대주택 모두 주거이동 의향이 있는 가구의 경우에는 의향이 없는 가구에 비해 상대적으로 가구주 연령과 가구원 수, 가구 월평균 소득, 가구 월평균 총 생활비가 더 많거나 높았다. 다음으로 주거여건 특성에서는 공공임대주택 가구의 경우, 주거이동 의향 가구에서 비수도권에 거주하는 가구와 비아파트에 거주하는 가구의 비율이 더 높게 나타났으나 민간임대주택에서는 수도권과 아파트에 거주하는 가구의 비율이 더 높게 나타났다.
다음으로 거주환경 특성에서는 공공임대주택 가구와 민간임대주택 가구 모두 만족도가 불만족인 경우에 주거이동 의향 비율이 더 높게 나타났으며, 주거부담 및 불안감 특성에서는 주거비와 주거관리비가 부담되지 않은 경우, 그리고 퇴거요구와 재계약 거부, 임대료 상승, 임대부증금 미회수 등에 대하여 불안감을 느끼는 경우에 주거이동 의향 비율이 상대적으로 높게 나타났다. 주거의식과 관련된 내집마련 필요성에 있어서는 내집마련이 필요하다고 인식하는 가구에서 주거이동 의향이 더 높게 나타났다.
공공임대주택 가구의 주거이동 의향에 영향을 미치는 결정요인을 검증하기 위해 <표 4>와 같이 로지스틱 회귀분석을 실시한 결과, 로지스틱 회귀모형은 Hosmer & Lemeshow χ2=8.889, 유의확률 p=0.352로 나타나 모형이 적합한 것으로 검증되었다. Hosmer & Lemeshow 검정은 로지스틱 회귀모형의 전체적인 적합도를 판단하는 검정으로서 유의확률이 유의수준(p<0.05)보다 커야 한다. 유의수준의 범위를 넘는다는 것은 귀무가설을 채택한다는 뜻으로서 모형이 적합하다는 것을 의미한다. 그리고 모형의 설명력은 18.5%로 나타났다(Nagelkerke R2=0.185).
주거이동 의향 결정요인 도출을 위해 회귀계수의 유의성을 검증한 결과, 인구사회적 특성에서는 가구주 연령(Exp(B)=1.025, p<0.05), 주거여건에서는 주택유형(Exp(B)=0.544, p<0.05), 거주환경에서는 전반적인 주거환경 만족도(Exp(B)=2.260, p<0.05)가 영향을 미치는 것으로 나타났다. 주거의식 특성과 관련된 내집마련 필요성은 Exp(B)= 3.175(p<0.01)로 나타나 주거이동 의향에 가장 강한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
이러한 결과로 가구주 연령이 한 단계 증가하면 주거이동 의향은 1.025배(최소 1.006배, 최대 1.045배) 증가한다고 할 수 있다. 그리고 주택유형이 비아파트에서 아파트로 변화하면 주거이동 의향은 0.544배(최소 0.304배, 최대 0.974배) 증가하는 것으로 나타났다. 이는 실질적으로 주거이동 의향이 감소하는 것을 의미한다. 또한, 전반적인 주거환경 만족도가 ‘만족’에서 ‘불만족’으로 변화하면 주거이동 의향은 2.260배(최소 1.180배, 최대 4.327배) 높아지는 것으로 나타났고, 내집마련 필요성이 ‘필요 없음’에서 ‘필요함’으로 변화하면 주거이동 의향은 3.175배(최소 1.488배, 최대 6.774배) 높아지는 것으로 나타났다.
이와 같이 공공임대주택 가구에 있어서는 주거이동 의향 결정요인으로 총 4개의 변수가 도출되었으며, 이중 내집마련 필요성과 전반적인 주거환경 만족도가 주거이동 의향에 강한 영향력을 미치는 것으로 분석되었다. 반면에 경제적 특성과 주거부담․불안감과 관련된 요인들은 유의미한 영향력이 도출되지 않았다.
민간임대주택 가구의 주거이동 의향에 영향을 미치는 결정요인을 검증하기 위해 <표 5>와 같이 로지스틱 회귀분석을 실시한 결과, 로지스틱 회귀모형은 Hosmer & Lemeshow χ2=7.069, 유의확률 p=0.529로 나타나 모형이 적합한 것으로 검증되었으며, 모형의 설명력은 10.9%로 나타났다(Nagelkerke R2=0.109).
주거이동 의향 결정요인 도출을 위해 회귀계수의 유의성을 검증한 결과, 인구사회적 특성에서는 가구주 연령(Exp(B)=1.011, p<0.01)과 가구주 최종학력(Exp(B)=1.561, p<0.01)이 영향을 미치는 것으로 나타났다. 경제적 특성에서는 가구 월평균 소득(Exp(B)=0.998, p<0.01)이 영향을 미치며, 주거여건에서는 거주지역(Exp(B)=1.641, p<0.01)과 주택유형(Exp(B)=1.568, p<0.01)이 영향을 미치는 것으로 나타났다. 거주환경 특성에서는 전반적인 주택 만족도(Exp(B)=1.654, p<0.01)와 전반적인 주거환경 만족도(Exp(B)=1.511, p<0.01)가 영향을 미치며, 주거부담․불안감 특성에서는 주거관리비 부담(Exp(B)=0.697, p<0.01)과 임대료 상승 불안감(Exp(B)=0.572, p<0.01)이 영향을 미치고, 주거의식과 관련된 내집마련 필요성(Exp(B)= 1.687, p<0.01)이 주거이동 의향에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
이러한 결과로 가구주 연령이 한 살 증가하면 주거이동 의향은 1.011배(최소 1.005배, 최대 1.016배) 증가한다고 할 수 있다. 그리고 가구주 최종학력이 고졸에서 대졸로 변화하면 주거이동 의향은 1.561배(최소 1.318배, 최대 1.849배) 증가하는 것으로 나타났다. 거주지역이 비수도권에서 수도권으로 바뀌면 주거이동 의향은 1.641배(최소 1.411배, 최대 1.909배) 증가하고, 주택유형이 비아파트에서 아파트로 변화하면 주거이동 의향은 1.568배(최소 1.325배, 최대 1.854배) 증가하는 것으로 나타났다. 전반적인 주택 만족도와 전반적인 주거환경 만족도의 경우는 만족도가 ‘만족’에서 ‘불만족’으로 변화하면 주거이동 의향은 각각 1.654배(최소 1.333배, 최대 2.052배)와 1.511배(최소 1.234배, 최대 1.849배) 증가하고, 내집마련 필요성이 ‘필요 없음’에서 ‘필요함’으로 변화하면 1.687배(최소 1.383배, 최대 2.057배) 높아지는 것으로 나타났다. 주거관리비 부담과 임대료 상승 불안감은 ‘부담되지 않는다’와 ‘불안하지 않다’에서 ‘부담된다’와 ‘불안하다’로 바뀌게 되면 주거이동 의향은 각각 0.697배(최소 0.594배, 최대 0.815배)와 0.572배(최소 0.454배, 최대 0.720배) 증가하는 것으로 나타나 실질적으로는 주거이동 의향이 감소하는데 영향을 미치는 것으로 분석되었다.
공공임대주택과 민간임대주택 가구의 주거이동 의향 결정요인을 비교한 결과, <표 6>과 같이 결정요인의 종류와 영향의 강도에서 차이가 있는 것으로 나타났다.
먼저, 공공임대주택 가구의 주거이동 의향 결정요인을 보면, 주거이동 의향에 영향을 미치는 결정요인의 수가 총 4개이며, 이 중 영향의 강도 1순위는 내집마련 필요성으로 나타났고, 2순위는 전반적인 주거환경 만족도, 3순위는 주택유형, 4순위는 가구주 연령으로 나타났다. 반면에 민간임대주택 가구의 주거이동 의향 결정요인을 보면, 주거이동 의향에 영향을 미치는 결정요인의 수가 총 10개이며, 영향의 강도 1순위는 내집마련 필요성, 2순위는 전반적인 주택 만족도, 3순위는 거주지역, 4순위는 주택유형 등의 순위로 나타났다.
공공임대주택과 민간임대주택 모두 내집마련 필요성이 주거이동 의향에 가장 큰 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 전반적인 주거환경 만족도, 주택유형, 가구주 연령이 공통적인 영향요인으로 나타났다. 민간임대주택은 공공임대주택과 다르게 가구주 최종학력, 거주지역, 전반적인 주택 만족도, 주거관리비 부담, 임대료 상승 불안감이 영향을 미치며, 그중에서도 전반적인 주택 만족도와 거주지역이 주거이동 의향에 영향을 크게 미치는 것으로 나타났다.
V. 결론 및 시사점
본 연구는 공공임대주택 거주가구와 민간임대주택 거주가구에 대한 주거이동 의향 결정요인 분석을 통해 향후 정책 방향에 대한 시사점을 도출하고자 하였다. 이를 위해 선행연구에서 주거이동 의향 결정에 유의미한 영향을 미치는 것으로 밝혀진 다양한 결정요인과 함께 주거부담과 주거불안정 요인을 새롭게 추가하여 다양한 측면에서 영향요인을 분석하였다.
분석자료는 국토교통부의 2022년도 주거실태조사 자료를 활용하였고, 이항 로지스틱 회귀모형으로 실증분석을 실시하였다. 인구사회적 특성 변수, 경제적 특성 변수, 거주여건 변수, 거주환경 변수, 주거부담 및 주거불안감 변수, 주거의식 변수 등을 독립변수로 하고, 향후 5년 이내 이사하려는 의향인 주거이동 의향을 종속변수로 하여 영향 요인과 영향 강도를 분석하였다. 주요 분석결과는 다음과 같다.
첫째, 공공임대주택 가구의 주거이동 의향 결정요인으로는 가구주 연령, 주택유형, 전반적인 주거환경 만족도, 내집마련 필요성 등 4개 요인이 도출되었다. 이와 다르게 민간임대주택 가구에서는 가구주 연령, 가구주 최종학력, 가구 월평균 소득, 거주지역, 주택유형, 전반적인 주택 만족도, 전반적인 주거환경 만족도, 주거관리비 부담, 임대료 상승 불안감, 내집마련 필요성 등 10개 요인이 도출되었다. 둘째, 공공임대주택과 민간임대주택 가구의 주거이동 의향 결정요인은 강도에 있어서도 차이가 있는 것으로 나타났다. 공공임대주택과 민간임대주택 모두 가장 강한 강도를 가진 결정요인은 내집마련 필요성으로 나타났다. 그러나 공공임대주택은 전반적인 주거환경 만족도가 2순위 강도를 나타낸 반면에 민간임대주택은 전반적인 주택 만족도로 나타났으며, 3순위에서는 공공임대주택의 경우에 주택유형으로 나타났으나 민간임대주택은 거주지역으로 나타나 차이가 있다. 셋째, 공공임대주택에서는 주거관리비 부담과 임대료 상승 불안감이 주거이동 의향 결정요인으로 도출되지 않았으나 민간임대주택에서는 유의미한 영향이 있는 것으로 나타났다.
이러한 분석결과를 놓고 볼 때, 민간임대주택에 대해서는 주거비 부담수준과 그 부담의 변동에 대한 미래 예측가능성을 높이는 정책이 요구되며, 상대적으로 주거비 부담을 인식하지 않는 공공임대주택의 장점을 강화해 나갈 필요성이 있다. 즉, 저소득층을 위한 공공임대주택 공급을 안정적으로 지속 추진할 필요가 있다. 특히, 공공임대주택과 민간임대주택 가구 모두에서 내집마련 의지가 주거이동 의향에 가장 강한 영향을 미치는 만큼 임대주택의 주거상향 사다리 역할을 강화할 필요가 있다. 현재 주거 안전망의 제공 역할에 더하여 미래 내집 마련의 디딤돌로서의 역할을 할 수 있도록 정책수단을 다양화할 필요가 있다. 또한, 주거이동 의향에 대한 조사와 분석을 체계화하여 주택공급대책의 수립에 활용할 필요가 있다. 주거이동 의향과 그 요인에 대한 분석을 통해 새로운 주택 수요와 인구가구 특성에 따른 수요 변화 등을 감지하게 되면 이를 토대로 보다 장기적인 안목에서의 주택공급정책 수립에 도움이 될 것으로 기대된다.
끝으로 본 연구는 공공임대주택과 민간임대주택 거주가구의 주거이동 의향을 분석하는 데 있어 국토교통부의 주거실태조사 자료를 활용하였다. 주거실태조사는 우리나라 전체 가구 규모를 기준으로 지역별, 주택유형별, 점유형태별 할당을 통해 조사대상 가구를 추출한다. 이로 인해 공공임대주택 거주가구의 표본 규모가 민간임대주택에 비해 상대적으로 적어 세부적인 분석의 어려움이 있다. 예로서 주거이동 의향을 희망 점유형태별로 분석함으로써 주거이동의 상향․하향 여부를 분석하는데 어려움이 있다. 따라서 주거실태조사 실시 단계에서 공공임대주택에 대한 추가적인 표본 확보를 통해 공공임대주택에 대한 깊이 있는 실증연구의 여건 마련이 필요할 것으로 보인다. 추가적으로 주거실태조사는 표본 규모와 조사 내용의 보편성 및 정확성 등으로 인해 학술연구자료로서의 가치가 매우 크다. 다만, 평가항목에 대한 측정값이 리커트 4점 척도로 되어 있어 항목별 차이 분석을 비롯한 회귀분석의 제약이 있다. 자료 활용의 폭을 넓히기 위해서는 리커트 척도에 대한 심도 있는 논의가 필요할 것으로 판단된다.
