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생애 첫 주택 거주 기간에 관한 연구

심승규1, 오수현2,*
Seung-Gyu Sim1, Soo Hyun Oh2,*
Author Information & Copyright
1아오야마가쿠인대학교 국제정치경제학부 국제경제학과 부교수, ssg556@gmail.com
2대외경제정책연구원 부연구위원, socialplanner@gmail.com
1Associate Professor, School of International Politics, Economics, and Communication, Aoyama Gakuin University, ssg556@gmail.com
2Associate Research Fellow, Korea Institute for International Economic Policy, socialplanner@gmail.com
*Corresponding author : socialplanner@gmail.com

© Copyright 2022 Housing Finance Research Institute, Korea Housing Finance 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: May 06, 2022; Revised: May 27, 2022; Accepted: Jun 17, 2022

Published Online: Jun 30, 2022

요 약

본 연구는 2019년과 2020년 주거실태조사 자료를 활용하여 생애 첫 주택 매입 후 해당 주택에서의 실거주 기간에 대한 다음과 같은 사실을 밝힌다. 첫째, 생애 첫 주택 마련 연령이 높을수록, 생애 첫 주택의 전용면적이 넓을수록 생애 첫 주택에 거주할 (기대) 거주 기간이 증가한다. 둘째, 가구주 교육 수준이 높을수록, 그리고 예상치 못했던 추가적인 소득이 클수록, 생애 첫 주택에서의 거주 기간은 단축된다. 셋째, 가구 부채의 증가는 생애 첫 주택에서의 거주 기간을 단축시킨다. 이는 주택담보대출이나 전세보증금을 받아 생애 첫 주택을 마련한 가구들은 일정 기간 후에 해당 주택에 실거주할 확률이 낮다는 뜻으로 해석된다. 이러한 연구 결과를 바탕으로 본 연구는 생애 첫 주택 마련을 위한 주택금융 지원시 (기대) 실거주 기간이 긴 가구들을 중심으로 주택담보대출을, 그렇지 않은 가구들에 대해서는 전세자금대출을 지원하는 선별적인 정책을 제안한다.

Abstract

Using Housing Situation Survey 2019/2020, we uncover the following facts regarding the duration of actual residence in the first home of a lifetime. First, the higher the age of buying the first home and the larger the area of the first home, the longer the (expected) residence period to live in the first home. Second, the higher the education level of the head of household and the greater the additional unexpected income, the shorter the length of stay in the first home. Third, the increase in household debt adversely affects the period of residence in the first home. It is interpreted as meaning that the probability of living in the first house is low for households who have purchased their first home by receiving a large amount of mortgage loan or Jeonse deposit. Based on these findings, this study suggests a selective policy of providing the housing finance support for purchasing the first house in life to households with a long (expected) period of actual residence and providing alternative Jeonse loans to those who do not.

Keywords: 생애 첫 주택 마련; 생애 첫 주택 거주기간; 생애 첫 주택 금융 지원; 로짓분석
Keywords: First Home; First Home Residence; First Home Support; Logit Regression

Ⅰ. 서론

생애 첫 주택에 대한 주택금융 지원과 관련하여 논의가 한창이다. 생애 첫 주택 마련이 결혼기피현상과 저출산 문제 해결에 있어서 필수불가결한 요소라는 점과 더불어 생애 첫 주택 마련 과정을 통해 사회경제적 지위의 불평등이 대물림된다는 관점에서 생애 첫 주택에 대한 주택금융 지원의 필요성은 전국민적 공감을 얻고 있다. 그러나 그 필요성에 대하여 국민적 공감대가 형성되었다 할지라도, 세부 실행안과 관련하여서는 학계에서의 심도 있는 분석이 선행되어야 할 필요가 있다. 특히 사전적으로 모든 생애 무주택 가구를 주택금융 지원 대상으로 할지, 혹은 선별적으로 지원 대상을 정할지, 그리고 사후적으로 30년 만기 장기 주택금융 지원시 의무 실거주 기간은 어느 정도로 해야 할지 등과 관련하여 많은 논의가 선행되어야 한다. 이러한 인식에 기초하여 본 연구는 2019년과 2020년 주거실태조사 자료를 바탕으로 가구 특성별 생애 첫 주택에서의 거주 기간에 대하여 분석하고, 생애 첫 주택에 대한 주택금융 지원 정책의 함의를 도출하고자 한다.

<그림 1>은 주거실태조사 2020 자료에서 2012년과 2016년에 생애 첫 주택을 마련하였다고 응답한 가구들의 가구주 연령에 따른 도수분포표를 도식화한 것이다. 가는 실선은 2012년과 2016년에 생애 첫 주택을 마련한 가구들의 가구주 연령별 도수분포표를, 굵은 점선은 2012년과 2016년에 생애 첫 주택을 마련한 후, 2020년 조사시점에서 해당 주택에 실거주하고 있는 가구들의 가구주 연령별 도수분포표를 의미한다. 결국 가는 실선과 굵은 점선의 차이가 생애 첫 주택을 마련한 시점으로부터 8년 뒤 그리고 4년 뒤에 해당 주택에 거주하고 있지 않은 가구들을 의미한다.

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그림 1. 생애 첫 주택 거주 여부에 대한 도수 분포표(2020년 현재 시점)
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<그림 1>의 왼쪽 그래프를 좀 더 자세히 살펴보면, 2012년 생애 첫 주택을 마련한 가구들 중 45세 이상 가구들의 대부분은 8년이 지난 후에도 해당 주택에 실거주하고 있는 반면, 45세 미만 가구들의 상당수는 2020년 현재 해당 주택에 거주하고 있지 않다는 사실을 알 수 있다. 오른쪽 그래프 역시 2016년 생애 첫 주택을 마련한 가구들 중 40세 이상 가구들은 대부분 4년 후에도 해당 주택에 실거주하고 있는 반면 40세 미만 가구들 상당수가 해당 주택에 거주하고 있지 않다. 상당수 청년층 가구들이 생애 첫 주택에서 4년조차 거주하지 않았거나 혹은 당시 거주할 의사가 없는 주택을 선취매했다는 의미로 해석된다.

본 연구는 <그림 1>을 발전시켜 생애 첫 주택에서의 거주 여부와 기간을 결정짓는 요인들을 규명하고자 한다. 이를 위하여 2019년과 2020년 주거실태조사 자료를 토대로 조사시점으로부터 4년 전, 8년 전, 12년 전에 생애 첫 주택을 마련한 가구들로 구성된 하위표본을 만들어, 2019년 및 2020년 주거실태조사 응답 시점에 해당 주택에 실거주하고 있는 가구들과 그렇지 않은 가구들을 구분 짓는 특성을 분석한다.1) 더 나아가 본 연구에서는 조사 시점에서 거주 여부뿐 아니라 생애 첫 주택 마련 이후 조사 시점까지 4년, 8년, 12년 동안 지속적으로 거주한 가구들과 그렇지 않은 가구들을 구분 짓는 특성을 중점적으로 분석한다. 마지막으로 강건성 검정에서는 생애 첫 주택 구입 연도와 관계없이 생애 첫 주택에서 거주 기간이 4년, 8년, 12년 이상이거나 혹은 미달되는 것으로 확인되는 가구들로 표본을 확장하여 각 그룹에 속한 가구들의 특성을 분석한다.

앞서 언급한 바와 같이 본 연구는 생애 첫 주택에서의 거주 여부와 거주 기간을 결정짓는 가구 특성을 분석함으로써, 생애 첫 주택 마련을 위한 주택금융 지원 대상을 확정하고 그들에게 적정한 의무 실거주 기간을 설정하는 데 기여하고자 한다. 생애 첫 주택에서의 기대 거주 기간이 매우 짧을 것으로 예상되는 가구들에 대한 장기 주택 금융 지원이나, 그들에 대한 주택 금융 지원 후 장기간 실거주를 강제하는 것은 그리 효율적인 정책은 아닐 것이다.

본 연구의 구성은 다음과 같다. 제 2장은 생애 첫 주택 마련과 관련된 선행연구를 살펴보고, 제 3장은 2019년과 2020년 주거실태조사 자료로부터 연구 목적에 맞는 하위 표본을 구성한다. 제 4장에서는 실증분석 모형을 소개하고 제 5장에서는 추정 결과를 보고한다. 제 6장은 연구 대상이 되는 표본을 확장하여 강건성 검정 결과를 보고하고, 마지막으로 제 7장은 본 연구에서 확인된 실증분석 결과를 바탕으로 정책적 함의를 도출하고 그것의 한계점을 논의한다.

Ⅱ. 선행연구

생애 첫 주택 마련의 결정 요인에 관한 연구는 많이 축적되어 있다. 김근용 외(2007)는 주거실태조사 2006 자료에 기반하여 가구주가 된 이후부터 생애 첫 주택 구입까지 전국적으로는 8.07년, 수도권에서는 7.90년, 광역시에서는 8.60년, 그리고 도지역에서는 7.98년 가량 평균적으로 소요된다고 추산하였다. 소득계층별로는 가구주가 된 이후 생애 첫 주택 마련까지 고소득층은 평균 6.09년, 중소득층은 7.30년, 저소득층은 10.26년 걸린 것으로 나타나 소득계층이 높아짐에 따라 첫 주택 마련까지 기간이 적게 소요됨을 보였다. 이후 마강래·강은택(2011)은 노동패널자료를 이용한 생존분석(survival analysis) 방법으로 신혼부부의 최초주택마련에 평균적으로 약 4.8년이 소요되며, 정규직과 고소득 직종 종사 가구일수록, 그리고 부모의 경제력이 높을수록 생애 첫 주택 마련 기간이 짧아짐을 보고하였다. 최열·이고은(2013)은 생애 첫 주택 마련 시 가구 특성을 분석한 결과 전체 표본의 절반이 가구주 연령 기준 30세∼40세 사이에 생애 첫 주택을 마련하였고, 가구주 학력 수준 등이 생애 첫 주택 구입연령을 유의하게 앞당긴다는 사실을 발견하였다. 한편 이소영·정의철(2017)은 노동패널 자료를 활용하여 청년층 차가 가구의 자가 전환을 분석한 연구에서 차가 거주 가구의 연령이 높아질수록 내 집 마련 시점이 더욱 늦어진다는 임차 가구의 고착가능성을 제기하였다. 그리고 항상소득 및 고등학생 이하 연령의 자녀 여부가 청년층 자가 주택 구입 결정에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 오주한·최열(2018)은 전세자금대출을 받은 후 생애최초 주택구입자금대출을 받은 자료를 통해 생애 최초 주택 구입까지 걸린 기간을 분석하였다. 이 연구에 따르면 연령이 높을수록, 그리고 근로소득자가 비근로소득자에 비해 임차에서 자가로의 전환기간이 각각 1.03배, 2.98배 빠르다는 것을 보였다. 한편 오주한·최열(2018) 분석에서는 소득이 높을수록 임차에서 최초 주택 구매까지 전환기간이 더욱 긴 것으로 나타나 분석의 대상으로 삼고 있는 생애최초 주택구입자금대출이 소득 금액 제한 등 요건에 따라 고소득자보다 저소득자에게 주택 마련의 유인을 제공해 주는 것으로 해석하였다.

앞서 언급한 바와 같이 생애 첫 주택 마련 여부와 시기를 결정짓는 가구별 특성에 관한 연구는 비교적 많이 진행된 반면, 생애 첫 주택을 마련한 이후 실제 해당 주택에 거주하는 기간에 대한 연구는 찾아볼 수 없었다. 해당 주제에 대한 학계에서의 논의가 시급함에도 선행연구가 부재하다는 점에서 출발하여 본 연구는 생애 첫 주택 마련 이후 실제 거주 여부 및 거주 기간에 대하여 분석해 보고자 한다.

Ⅲ. 변수의 생성과 표본 구성

본 논문은 ‘주거실태조사 2019’와 ‘주거실태조사 2020’의 최근 2개년도 자료를 활용한다. 주거실태조사는 주거실태 및 주거복지 소요 등을 파악할 목적으로 국토교통부가 매년 작성하는 횡단면 자료이다. 2006년 최초 조사를 시작으로 2016년까지는 2년에 한번씩 짝수 해에 실시하였으나, 2016년부터는 표본 수도 확장하여 매해 실시하고 있다. 본 연구의 주된 자료가 되는 ‘주거실태조사 2019’의 표본 가구 수는 61,170 가구이고, ‘주거실태조사 2020’의 표본 가구 수는 51,421 가구이다.

2019년과 2020년 주거실태조사에서는 생애 첫 주택에서의 실거주 기간을 조사하지 않는다. 대신, i) 생애 첫 주택 구입 시기와 ii) 현재 거주하는 주택이 생애 첫 주택인지 여부를 묻고, 이와 별도로 iii) 현재 거주하는 주택에서 몇 년째 살고 있는지 묻는다. 이러한 문항을 바탕으로 본 연구에서는 조사 시점으로부터 4년 전, 8년 전, 12년 전에 생애 첫 주택을 구입한 가구들만 선별한 후, 조사 시점에 생애 첫 주택에 거주하고 있는지 여부에 따라 더미변수를 생성하여 종속변수로 활용한다(조사 시점에서의 실거주 여부 더미변수).

그러나 이 더미변수는 특정 시점에 생애 첫 주택을 구입한 후, 4년, 8년, 12년이 지난 시점에도 실거주하고 있는지 여부만 확인할 수 있을 뿐, 본 연구의 주요 주제 중 하나인 생애 첫 주택에서의 실거주 기간에 대한 충분한 정보를 제공하지 않는다.2) 이를 보완하기 위하여 본 연구에서는 조사 시점으로부터 4년 전, 8년 전, 12년 전에 생애 첫 주택을 구입한 가구들 중에서 조사 시점에서 생애 첫 주택에 거주하지 않는 가구들과 조사 시점에서 생애 첫 주택에 4년째, 8년째, 12년째 지속적으로 살고 있다고 응답한 가구들로 하위 표본을 구성하여 4년 이상, 8년 이상, 12년 이상 실거주 여부의 더미 변수를 생성하여 종속변수로 활용한다(일정 기간 이상 실거주 여부 더미변수).

이 밖에 가구주의 학력과 생애 첫 주택 구입 당시 가구주 연령 그리고 생애 첫 주택의 주거면적과 함께, 조사 시점에서의 가구 구성(‘친구’를 제외한 성인 가구원 수, 7세 이하 미취학 아동 수, 그리고 취학 연령 미성년자 수) 및 가구 소득과 부채 등을 변수로 활용한다. 특히 가구 소득의 경우, 수집된 경상소득 자료를 토대로 가구자산 및 학력, 성별 등 가구주 특성을 나타내는 변수를 이용하여 항상소득을 추정한 후 그 때 구해지는 소득 잔차를 예상치 못한 추가적인 소득의 대리변수로 활용한다. 가구 및 가구주의 특성 등을 토대로 기대되는 소득의 추세를 ‘항상소득’이라 한다면, 그 항상소득 추세로부터의 이탈값인 잔차는 그 기대를 벗어난 추가적인 소득이라 해석된다. 생애 첫 주택을 마련한 후 다른 주택으로 이주하게 되는 경제적 이유 중 하나가 예상치 못한 소득의 증가라 한다면, 그것에 대한 가장 적절한 대리변수는 소득잔차라 할 것이다. 따라서 본 연구에서는 생애 첫 주택을 마련한 이후 다른 주택으로의 이주 여부를 결정짓는 주요 변수로 소득잔차를 활용한다.3) <표 1>은 본 연구에서 정의한 변수들의 기초통계량을 요약하여 제시한다. 우선 2019년 표본에서 ‘4년후 실거주 여부’ 더미 변수를 살펴보면, 4년 전인 2015년에 생애 첫 주택을 마련한 가구는 총 1,433가구이며 그 중 81%는 2019년 조사 시점에 생애 첫 주택에 거주하고 있는 것으로 나타났다(거주=1, 비거주=0). 같은 방식으로 전체 표본에서 2011년에 생애 첫 주택을 구입한 946가구로 ‘8년 후 실거주 여부’ 더미 변수를 구성하였고, 이 가운데 69%가 2019년 시점에 해당 주택에 거주하고 있는 것으로 나타났다. ‘12년 후 실거주 여부’ 더미 변수는 2019년 표본에서 2007년 첫 주택을 구입한 846가구를 대상으로 구성하였으며, 이 중 54%가 해당 주택에서 실거주 중인 것으로 조사되었다. 해당 변수들의 2020년 표본에서의 기초통계량은 대체로 유사하다.

표 1. 2019·2020 표본에서의 기초통계량
관측치 평균 표준편차 최소값 최대값
2019년 표본
4년 후 실거주 여부 1,433 0.81 0.40 0 1
8년 후 실거주 여부 946 0.69 0.46 0 1
12년 후 실거주 여부 846 0.54 0.50 0 1
실거주 4년 여부 1,414 0.80 0.40 0 1
실거주 8년 여부 906 0.68 0.47 0 1
실거주 12년 여부 819 0.52 0.50 0 1
생애 첫 주택 구입 연령 42,604 40.86 12.65 15 93
생애 첫 주택 전용면적 42,705 74.42 25.33 3.31 661.16
가구주 학력 61,170 2.86 1.14 1 5
미취학 아동 수 61,170 0.14 0.45 0 4
취학 미성년자 수 61,170 0.23 0.59 0 5
성인 가구원 수 61,170 2.08 0.93 0 7
가구주 성별 61,170 0.24 0.42 0 1
가구주 연령 61,170 58.83 16.43 17
광역시 거주 더미 61,170 0.47 0.50 0 1
ln(가구소득) 60,358 5.41 0.80 1.10 8.16
ln(가구자산) 58,866 9.45 1.48 2.30 14.00
ln(가구부채) 16,352 8.68 1.10 3.00 13.12
2020년 표본
4년 후 실거주 여부 981 0.84 0.37 0 1
8년 후 실거주 여부 855 0.67 0.47 0 1
12년 후 실거주 여부 742 0.51 0.50 0 1
실거주 4년 여부 981 0.84 0.37 0 1
실거주 8년 여부 855 0.67 0.47 0 1
실거주 12년 여부 742 0.51 0.50 0 1
생애 첫 주택 구입 연령 35,033 41.41 12.56 14 99
생애 첫 주택 전용면적 34,763 75.76 28.75 6.60 785.40
가구주 학력 51,421 2.90 1.10 1 5
미취학 아동 수 51,421 0.12 0.41 0 4
취학 미성년자 수 51,421 0.23 0.59 0 5
가구주 연령 51,421 58.60 16.16 16 101
가구주 성별 51,421 0.24 0.43 0 1
성인 가구원 수 51,421 2.06 0.92 0 8
광역시 거주 더미 51,421 0.48 0.50 0 1
ln(가구소득) 49,270 5.45 0.78 0.69 7.71
ln(가구자산) 46,498 9.47 1.47 2.30 13.91
ln(가구부채) 13,605 8.69 1.07 3.40 12.66

자료: 주거실태조사(2019, 2020) 토대로 저자 작성.

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하지만 전술한 바와 같이 실거주 여부 더미변수는 조사 시점에 해당 주택에서 거주하고 있는지 여부만 나타내므로, 추가적으로 ‘실거주 4년 여부’ 변수를 구성하여 종속변수로 활용한다. 2019년 표본에 따르면 4년 전 최초 주택을 구입한 가구 중 해당 주택에 거주하지 않는 가구(I=0)와 4년 전 최초 주택을 구입한 가구 중 해당 주택에 4년째 지속적으로 거주하고 있는 가구(I=1)의 합은 1,414가구이며 이 중 80% 정도에 해당하는 가구들이 후자에 속하는 것으로 나타났다. ‘실거주 8년 여부’와 ‘실거주 12년 여부’ 변수도 같은 방식으로 구성하였으며, 8년 연속 생애 첫 주택에 거주하는 가구는 906가구 중 68%, 12년 연속 생애 첫 주택에 거주하는 가구는 819가구 중 52%인 것으로 나타났다. 2020 자료에서 동일한 변수를 구성한 결과, 생애 첫 주택에 4년 연속으로 거주하는 가구는 981가구 중 84%, 12년 연속으로 거주하고 있는 가구는 742가구 중 51%로 나타났는데, 위에서 구성한 ‘8년 후 실거주 여부’ 및 ‘12년 후 실거주 여부’ 변수의 관측치와 동일하게 나타나 2020년 표본에서 2008년, 2012년, 2016년에 생애 첫 주택을 구입했다고 보고한 모든 가구가 구입 직후 해당 주택에 입주하여 조사 시점까지 실거주하고 있는 것으로 조사되었다.

2019년 표본에서 생애 첫 주택 구입연령은 평균 40.86세로 나타났으며, 2020년 표본에서는 41.41세로 크게 다르지 않았다. 생애 첫 주택 전용면적은 2019년 표본에서는 평균 74.42m2, 2020년 표본에서는 평균 75.76m2으로 나타났다.

한편 본 연구에서 가구의 소득, 자산, 부채는 로그를 취하여 변수로 사용함에 따라, 해당 변수의 값이 0인 경우 로그 변환 과정에서 결측치로 처리되었으며, <표 1>에서는 이 결측치를 제외한 표본의 기초통계량을 제시하였다. 특히 가구 자산 변수의 경우 현실에서는 이 값이 음수로 나타날 수 있으나, 주거실태조사 자료에서는 자산이 0보다 작거나 같은 경우 0의 값으로 코딩된 것으로 보인다. 또한 가구부채의 경우 상당수의 가구들이 가구부채가 0원이라고 응답함에 따라 상당히 많은 결측치가 발생하였다.

IV. 분석 방법

생애 첫 주택에서의 실거주 여부와 그 기간은 예상치 못한 소득 변화에 가장 큰 영향을 받을 것으로 기대된다. 이를 토대로 본 연구에서는 인적자산과 비인적자산 등을 이용하여 가구별 항상소득의 추세를 추정하고 그 추세선으로부터의 이탈값인 소득잔차를 구하여 생애 첫 주택 구입시 예상치 못한 추가적인 소득의 대리변수로 활용한다.

일반적으로 가구별 항상소득은 가구주의 학력, 연령 및 성별 그리고 가구내 성인 가구원 수와 7대 광역시 거주 여부 및 각 가구의 자산 규모 등으로 결정된다고 가정한다. 이를 토대로 가구 특성별 항상소득을 구하기 위하여 주거실태조사(2019, 2020) 표본별로 다음과 같은 회귀식을 추정한다.

ln I i = α 0 + α 1 ln A i + α 2 E i + α 3 s e x i + α 4 C i + α 5 a g e i + α 6 a g e i 2 + α 7 N A i + i
<식 1>

<식 1> 좌변의 Iii가구의 경상소득을, lnIi는 경상소득의 로그변환 값을 의미한다. <식 1> 우변의 lnAii가구의 자산의 로그변환 값을 나타내며, Eii가구의 가구주 학력을, sexii가구의 가구주 성별을, 그리고 ageii가구의 가구주 연령을 나타낸다. 또한 Cii가구가 7대 광역시에 거주하는지에 관한 더미변수를 의미하며, NAii가구의 성인 가구원 수를 나타낸다. 학력, 성별, 연령 등 변수는 i가구의 인적자산 소득에 영향을 미칠 것으로 예상된다. 우변 마지막의 εi는 오차항을 의미한다. 회귀분석을 통해 <식 1>을 추정하여 각 가구의 조사시점에서 소득잔차(ε^i)를 구한 후, 이를 각 가구의 (기대) 항상소득을 넘는 추가적인 소득의 대리변수로 활용한다. 소득잔차(ε^i)는 다음 <식 2>를 통해 구한다.4)

ε ^ i = ln ^ I i α ^ 0 α ^ 1 ln A i α ^ 2 E i α ^ 3 s e x i α ^ 4 C i α ^ 5 a g e i α ^ 6 a g e i 2 α ^ 7 N A i
<식 2>

생애 첫 주택에서의 거주 여부 및 거주 기간은 생애 첫 주택 구입 당시 가구주 연령과 학력 외에도 가구 구성, 가구 소득과 부채, 그리고 생애 첫 주택의 전용면적 등에 영향을 받을 것으로 예상된다. 따라서 <식 2>를 통해 추정한 소득잔차와 다른 독립변수들을 활용하여 실거주 여부의 확률로 구성된 <식 3>의 로지스틱 회귀분석 모형을 추정한다.

n ( Pr ( y i = 1 ) Pr ( y i = 0 ) ) = β 0 + β 1 a g e ˜ i + β 2 S i + β 3 E i + β 4 N K i + β 5 N S i + β 6 ^ i + μ i
<식 3>

<식 3>의 좌변에 있는 yi∈{0,1}는 실거주 여부와 관련된 더미변수를 의미한다. <식 3>의 우변에 있는 ^ii는 조사 시점에서의 소득잔차를, age˜i는 생애 첫 주택 구입 시점의 가구주 연령, Si는 생애 첫 주택의 전용면적을, Ei는 가구주 학력을, NKi는 가구 내 미취학 아동 수를, NSi는 가구 내 취학상태 미성년자의 수를 의미한다. 이러한 독립변수들과 더불어 모형에 따라 가구 부채의 로그 변환 값(lnDi)을 추가하여 분석한다5).

V. 추정 결과

1. 항상소득과 소득잔차

<표 2>는 2019 표본과 2020 표본에서 각각 <식 1>을 추정한 결과를 나타낸다. 우선 (1)과 (3)열은 박수진 외(2020)로부터 각 가구의 항상소득식을 차용하여 추정한 결과이며, (2)와 (4)열은 성인 가구원 수를 독립변수로 추가하여 항상소득식을 추정한 결과이다. (1)열과 (2)열, (3)열과 (4)열을 비교함으로써, 성인 가구원 수를 추가하는 것이 모형의 설명력을 높여준다는 점을 알 수 있다. 또 한 가지 특징적인 것은 2019년도 표본과 2020년도 표본이 서로 다름에도 불구하고, 두 표본에서 추정된 계수들이 서로 근사한다는 점이다.

표 2. 항상소득 추정 결과
2019 표본 2020 표본
(1) (2) (3) (4)
ln(가구자산) 0.179*** 0.144*** 0.180*** 0.144***
(0.002) (0.002) (0.002) (0.002)
가구주 학력 0.179*** 0.166*** 0.186*** 0.175***
(0.003) (0.003) (0.003) (0.003)
가구주 성별 -0.252*** -0.103*** -0.253*** -0.108***
(0.005) (0.005) (0.006) (0.006)
광역시 더미 -0.007 -0.011*** -0.012** -0.016***
(0.004) (0.004) (0.005) (0.004)
가구주 연령 0.046*** 0.022*** 0.042*** 0.018***
(0.001) (0.001) (0.001) (0.001)
가구주 연령 제곱 -0.001*** -0.0003*** -0.0004*** -0.0003***
(0.198) (0.000) (0.000) (0.000)
성인 가구원 수 0.248*** 0.247***
(0.003) (0.003)
상수항 2.527*** 2.992*** 2.637*** 3.102***
(0.026) (0.025) (0.029) (0.028)
관측치 58,321 58,321 45,939 45,939
Adj R-sq 0.59 0.65 0.59 0.65

주: 1) ∆p<0.2,

* p<0.10,

** p<0.05,

*** p<0.01.

2) 괄호 안은 표준오차임.

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각 계수 추정치들을 하나하나 살펴보자면, 각 가구가 보유한 자산규모나, 가구주 학력, 그리고 가구주 연령은 가구의 항상소득을 통계적으로 유의미한 수준으로 높인다는 것을 알 수 있다. 그 외에 여성이 가구주인 경우 혹은 광역시 거주 가구들의 경우 통계적으로 유의미한 수준으로 항상소득이 낮아지는 것으로 보고된다. 또한 성인 가구원 수의 증가 역시 가구의 항상소득을 높이는 것으로 보고되는데, 이는 경제활동에 종사할 수 있는 가구원의 증가가 가구소득 증가로 연결되는 것으로 이해된다.

개념적으로 항상소득은 일시적인 소득의 변동을 제거한 상태에서 각 가구의 특성으로 결정되는 소득을 의미한다. 이는 주택이나 부동산과 같은 내구재 구입에 있어서 특히 더 중요한 역할을 할 것으로 기대되어 선행연구에서 가구 소득의 변수로 널리 활용되었다.6) 그러나 본 연구에서는 생애 첫 주택 구입 시 기대했던 소득 추세로부터 벗어나는 예상치 못한 추가적인 소득의 대리변수로 소득잔차를 활용한다. 특히 설명력이 높았던 (2)열과 (4)열의 회귀분석 모형을 추정하여 얻어진 소득잔차를 조사 시점 전후로 발생한 예상치 못한 추가적인 소득으로 간주한다.

2. 조사 시점 생애 첫 주택 거주 여부

먼저 2019년 주거실태조사 시점에서 생애 첫 주택 거주 여부에 대하여 살펴보자. <표 3>의 (1), (2), (3)열은 2019년으로부터 각각 4년 전, 8년 전, 12년 전에 생애 첫 주택을 마련한 가구들 대상으로 2019년 조사 시점에서 해당 주택의 거주 여부를 로짓회귀 모형으로 추정한 결과이다7). 생애 첫 주택의 전용면적이 넓을수록 2019년 조사 시점에서 생애 첫 주택에 거주하고 있을 확률이 높아지는 것으로 나타났다. 또한 교육 수준이 높아질수록, 그리고 항상소득 추세로 설명되지 않는 추가적인 소득이 많은 가구일수록, 조사 시점에서 생애 첫 주택에 거주하고 있을 확률이 낮아지는 것으로 나타났다. 이는 항상소득 추세를 따를 것으로 예상되던 가구 소득이 시간이 지남에 따라 항상소득 증가율을 능가하는 수준으로 증가할 경우, 많은 가구들이 보다 좋은 주거 여건을 찾아 이주한 결과로 해석된다. 또한 가구부채가 많을수록 생애 첫 주택을 구입한 후 4년 뒤, 8년 뒤, 12년 뒤에 해당 주택에 살고 있을 확률이 통계적으로 유의미한 수준으로 낮아지는 것으로 파악되었다. 이는 생애 첫 주택 구입 당시 거액의 주택담보대출이나 전세 보증금을 받아 생애 첫 주택을 마련한 가구들이 미처 입주하지 못하였거나 혹은 짧은 기간 실거주를 하고 타 주택으로 이주한 결과로 해석된다.8)

표 3. 생애 첫 주택 매입 후 2019년 거주 여부에 대한 로짓 분석 결과
2015년 매입 2011년 매입 2007년 매입
(1) (2) (3)
생애 첫 주택 구입 연령 0.009 0.042** -0.004
(0.015) (0.020) (0.022)
생애 첫 주택 주거 면적 0.017*** 0.017*** 0.024***
(0.005) (0.005) (0.006)
교육 수준 -0.419** -0.206 -0.404*
(0.183) (0.208) (0.213)
미취학 아동 수 -0.311** -0.225 0.361
(0.143) (0.204) (0.382)
취학 미성년자 수 -0.045 0.170 -0.108
(0.144) (0.163) (0.176)
소득 잔차 -0.364 -0.597* -0.063
(0.282) (0.360) (0.376)
가구 부채 -0.738*** -0.970*** -0.794***
(0.133) (0.169) (0.154)
상수항 8.166*** 6.702*** 6.417***
(1.480) (1.805) (1.913)
관측치 697 357 311
Adj R-sq 0.10 0.17 0.15

주: 1) ∆p<0.2,

* p<0.10,

** p<0.05,

*** p<0.01.

2) 괄호 안은 표준오차임.

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앞선 <표 1>에서 확인한 바와 같이 2020년 표본에서는 조사 시점에서 현재 거주하고 있는 주택이 생애 첫 주택이라고 응답했던 모든 가구들이 생애 첫 주택 구입 직후부터 바로 해당 주택에 입주하여 살아왔던 것으로 보고되었다. 따라서 2020년 표본을 활용한 생애 첫 주택 거주 여부에 대한 분석은 생애 첫 주택에서의 거주 기간에 대한 분석과 일치하여 이에 대한 분석은 다음 장으로 넘긴다.

3. 생애 첫 주택 마련 시부터 조사 시점까지 거주 여부
1) 실거주 4년 여부

<표 4>는 2019년 표본과 2020년 표본에서 4년 전에 생애 첫 주택을 마련한 가구들을 대상으로 생애 첫 주택 구입 직후부터 지속적으로 해당 주택에 거주해 온 가구들과 그 외 다른 가구들을 구분 짓는 가구 특성을 분석한 결과이다. (1)열과 (3)열은 각각 2019년 표본과 2020년 표본에서 <식 3>을 추정한 결과이고, (2)열과 (4)열은 <식 3>의 우변에 가구 부채의 로그변환 값을 추가하여 추정한 결과이다. 가구 부채가 0원이라고 응답한 경우 로그변환시 결측치 처리되어 (2)열과 (4)열의 관측치가 훨씬 작게 나타난다. 또한, 조정된 결정계수(adj R-sq)값이 다른 표들에 비하여 유독 작게 나온 것은, 생애 첫 주택을 마련하고 4년이 지난 시점에서 거주 여부는 가구 특성보다는 외생적이고 개별적인 충격에 더 민감하게 반응한 결과로 해석된다.9) 또한 한편으로는 주거실태조사(2019, 2020)에서는 생애 첫 주택의 위치, 건축형태(아파트, 빌라, 단독주택 등), 건축연도 등에 관한 자세한 질문들이 생략되어 있어 좀 더 자세한 분석을 하지 못한 한계가 있다. 특히 생애 첫 주택 구입 당시 예상치 못했던 소득의 증가와 7세 이하 미취학 아동의 수가 (1)∼(4)열의 모든 모형에서 통계적으로 유의미하게 생애 첫 주택 구입 시점부터 4년간 줄곧 실거주해왔을 가능성을 낮춘다는 점 등을 고려하면 생애 첫 주택의 세부적인 특성을 좀 더 반영시키지 못했다는 한계점이 노출된다.

표 4. 생애 첫 주택 실거주 4년 여부에 대한 로짓 분석 결과
2019 표본 2020 표본
(1) (2) (3) (4)
생애 첫 주택 구입 연령 0.012 0.008 0.018 -0.017
(0.009) (0.015) (0.012) (0.019)
생애 첫 주택 전용 면적 0.008** 0.0178*** -0.001 0.001
(0.003) (0.005) (0.004) (0.005)
교육 수준 -0.529*** -0.444** -0.368** -0.270
(0.121) (0.183) (0.156) (0.242)
미취학 아동 수 -0.217** -0.304** -0.218 -0.445**
(0.106) (0.143) (0.155) (0.211)
취학 미성년자 수 0.056 -0.029 0.122 0.042
(0.109) (0.145) (0.148) (0.196)
소득 잔차 -0.509*** -0.377 -0.510* -0.833*
(0.198) (0.282) (0.290) (0.443)
가구 부채 -0.740*** -0.646***
(0.133) (0.180)
상수항 2.250*** 8.225*** 2.216** 9.257***
(0.721) (1.479) (1.001) (2.010)
관측치 1,366 685 873 425
Adj R-sq 0.07 0.10 0.06 0.08

주: 1) ∆p<0.2,

* p<0.10,

** p<0.05,

*** p<0.01.

2) 괄호 안은 표준오차임.

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2019 표본을 먼저 살펴보면, 생애 첫 주택의 전용면적이 넓을수록 실거주 4년의 가능성을 높이는 것으로 나타났다. 또한 가구주의 교육 수준이 높을수록 실거주 4년의 가능성이 낮아지는 것으로 보고되었는데, 이는 본 연구의 모든 분석에 걸쳐 일관된 결과이다. 이는 가구주의 교육 수준이 높을수록 보다 나은 주거환경으로 이주하는 데 따른 거부감이 덜한 것으로 해석된다. 즉, 최열·이고은(2013)이 밝힌 바와 연관지어 생각하면, 가구주 교육 수준이 높을수록 생애 첫 주택 마련 시기가 앞당겨지지만, 생애 첫 주택에서 장기간 실거주할 확률도 낮아질 것이라는 추론이 도출된다.

한편, 앞서 언급한 대로 조사 시점에서의 예상치 못한 추가적인 소득이나, 7세 이하 미취학 아동의 수는 실거주 4년의 가능성을 낮춘다. 취학 미성년자 대비 미취학 아동의 경우 주거 변동에 따른 학습에의 영향에 덜 민감할 수 있어 실거주 4년의 확률을 낮추는 것으로 해석할 수 있다. 거주 조사 시점에서의 가구부채 증가는 실거주 4년의 가능성을 낮추는 것으로 나타났는데, 이는 거액의 주택담보대출이나 혹은 전세 보증금 등을 받아 생애 첫 주택을 마련한 가구들이 실제 생애 첫 주택 마련 시점부터 조사 시점까지 4년을 지속적으로 거주하지 못한 경우가 많기 때문인 것으로 해석된다.

2020년 표본을 대상으로 한 분석 결과는 2019년 표본에서의 분석 결과와 대체로 일치한다. 다만, 생애 첫 주택 전용면적의 계수가 통계적으로 전혀 유의미하지 않다는 점이 특기할 만하다. 그 이외에는 가구부채를 포함한 분석에서 가구주 교육 수준의 계수가 통계적으로 유의미하지 않았다. 앞서 언급한 대로, 2020년 표본에서는 2016년에 생애 첫 주택을 마련한 가구들 중 2020년 조사 시점에 해당 주택에 거주하고 있다고 응답한 모든 가구가 생애 첫 주택 구입 직후부터 직접 거주한 것으로 나타났다. 따라서 <표 4>는 2020년 시점에서의 실거주 여부와 2016년부터 2020년까지 4년간 실거주 여부에 대한 결정요소 분석으로 해석이 가능하다. 이는 <표 5>와 <표 6>의 2020년 표본에 기초한 분석결과에도 적용된다.

표 5. 생애 첫 주택 실거주 8년 여부에 대한 로짓 분석 결과
2019 표본 2020 표본
(1) (2) (3) (4)
생애 첫 주택 구입 연령 0.033*** 0.043** 0.032*** 0.018
(0.011) (0.020) (0.012) (0.021)
생애 첫 주택 전용 면적 0.010*** 0.015*** 0.001 0.010**
(0.003) (0.006) (0.002) (0.005)
교육 수준 -0.436*** -0.192 -0.502*** -0.601***
(0.123) (0.211) (0.135) (0.228)
미취학 아동 수 -0.153 -0.369*** -0.270* -0.240
(0.137) (0.214) (0.159) (0.225)
취학 미성년자 수 0.095 0.147 0.022 0.032
(0.110) (0.167) (0.121) (0.173)
소득 잔차 -0.678*** -0.515 -0.565** -0.478
(0.213) (0.369) (0.246) (0.403)
가구 부채 -0.989*** -0.747***
(0.172) (0.143)
상수항 -0.021 6.922*** 1.019 7.604***
(0.807) (1.832) (0.890) (1.806)
관측치 878 342 771 330
Adj R-sq 0.13 0.19 0.12 0.14

주: 1) ∆p<0.2,

* p<0.10,

** p<0.05,

*** p<0.01.

2) 괄호 안은 표준오차임.

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표 6. 생애 첫 주택 실거주 12년 여부에 대한 로짓 분석 결과
2019 표본 2020 표본
(1) (2) (3) (4)
생애 첫 주택 구입 연령 0.030** -0.004 0.033*** 0.037
(0.012) (0.023) (0.013) (0.027)
생애 첫 주택 전용 면적 0.008** 0.026*** 0.006* 0.006
(0.003) (0.007) (0.003) (0.004)
교육 수준 -0.586*** -0.431** -0.568*** -0.393
(0.120) (0.219) (0.131) (0.245)
미취학 아동 수 0.034 -0.445 0.057 0.374
(0.230) (0.413) (0.314) (0.474)
취학 미성년자 수 -0.034 -0.115 0.046 0.107
(0.108) (0.185) (0.123) (0.212)
소득 잔차 -0.471** -0.113 -0.549*** -0.657*
(0.200) (0.385) (0.214) (0.397)
가구 부채 -0.797*** -0.517***
(0.160) (0.159)
상수항 0.132 6.292*** 0.075 3.323***
(0.838) (1.993) (0.893) (1.996)
관측치 787 300 669 243
Adj R-sq 0.15 0.16 0.11 0.11

주: 1) ∆p<0.2,

* p<0.10,

** p<0.05,

*** p<0.01.

2) 괄호 안은 표준오차임.

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2) 실거주 8년 여부

<표 5>는 2019년 표본과 2020년 표본에서 8년 전에 생애 첫 주택을 마련한 가구들을 대상으로 생애 첫 주택 구입 직후부터 해당 주택에 거주해 온 가구들과 그렇지 않은 가구들을 구분 짓는 가구 특성을 분석한 결과이다. 구체적으로 살펴보면, 생애 첫 주택 구입 연령이 높을수록 생애 첫 주택 구입 직후부터 해당 주택에 거주해 왔을 가능성이 통계적으로 유의미하게 높아진다는 점을 확인할 수 있다. 이는 앞선 <표 4>의 결과와 비교되는 가장 큰 차이라 할 수 있다. 또한 가구내 미취학 아동 수의 증가는 모형에 따라 통계적 유의성을 상실하기도 한다.

나머지 다른 계수 추정치들에 대한 통계적 유의성 검정과 해석은 대체로 앞선 <표 4>의 결과와 일치한다. 생애 첫 주택의 전용 면적이 넓을수록 생애 첫 주택 구입 직후부터 8년 동안 지속적으로 실거주할 가능성이 통계적으로 유의미한 수준으로 증가하며, 반대로 가구주 교육 수준이 높을수록 8년간 지속적으로 실거주할 가능성은 낮아진다. 생애 첫 주택 마련 시 예상치 못했던 추가적인 소득의 증가는 역시 8년간 지속적으로 실거주 가능성을 낮추는 것으로 나타났다. 한편 가구 부채가 많은 가구는 생애 첫 주택 마련 시부터 8년간 지속적으로 해당 주택에 실거주했을 가능성을 유의미하게 낮추는 것으로 보고되었다. 이는 생애 첫 주택 구입 당시 거액의 주택담보대출을 받았거나 혹은 임차인으로부터 전세보증금을 받았던 가구들이 생애 첫 주택 구입 당시부터 8년 동안 해당 주택에 실거주하지 못하였을 것이라는 추론을 가능케한다.

3) 실거주 12년 여부

<표 6>은 생애 첫 주택 마련 시(2007년 혹은 2008년)부터 조사 시점(2019년 혹은 2020년)까지 12년간 지속적으로 생애 첫 주택에 거주했는지 여부를 결정하는 인자에 대한 분석이다. 앞 절과 마찬가지로 (1)열과 (3)열은 각각 2019년 표본과 2020년 표본에서 <식 3>을 추정한 결과이고, (2)열과 (4)열은 <식 3>의 우변에 가구 부채의 로그변환 값을 추가하여 추정한 결과이다.

앞서 8년간 지속적으로 실거주했을 가능성에 대한 분석의 결과와 마찬가지로, 첫 주택 구입 연령이 높을수록 12년 동안 해당 주택에 실거주할 가능성을 유의미하게 높이는 것으로 나타났다. 또한 생애 첫주택 전용 면적의 계수는 2019년과 2020년 표본의 모든 분석에서 유의하게 양의 값을 가지는 것으로 나타났다. 또한 앞 절의 분석 결과와 같이, 가구주의 교육 수준이 높을수록 12년간 실거주했을 가능성은 낮아지는 것으로 보고되었다. 한편, 12년 실거주 가능성에 대한 분석에서는 미취학 아동 수가 더 이상 유의미한 변수가 아닌 것으로 나타났다. 이에 반해 소득 잔차 증가 및 가구 부채 증가는 각각 생애 첫 주택 실거주 12년 가능성을 낮추는 것으로 나타났으며, 이는 일시적인 소득의 변동 또는 대출 등 요인이 이주 의사 결정에 영향을 미치는 것으로 해석된다.

VI. 강건성 검정

1. 표본 재구성

앞선 분석에서는 주거실태조사(2019, 2020) 자료를 바탕으로 조사 시점으로부터 4년 전, 8년 전, 12년 전에 생애 첫 주택을 마련한 가구들을 대상으로 하위 표본을 구성하여 분석을 진행하였다. 본 장에서는 이를 확장하여 주거실태조사(2019, 2020) 자료에 담긴 모든 가구들 중에서 생애 첫 주택에서의 거주 기간이 4년 이상, 8년 이상, 12년 이상으로 확인되는 가구들과 생애 첫 주택에서의 거주 기간이 4년 미만, 8년 미만, 12년 미만으로 확인되는 가구들을 대상으로 생존확률에 대한 분석을 실시한다. 좀 더 구체적으로 i) 주거실태조사 응답 시점에 거주하고 있는 현재 주택이 생애 첫 주택이라고 응답한 가구들 가운데, ii) 현재 주택에 거주 기간이 4년, 8년, 12년 이상이라고 응답한 가구를 표본에 포함시켰다. 또한 iii) 주거실태조사 응답 시점에 거주하고 있는 현재 주택이 생애 첫 주택이 아니라고 응답한 가구들 가운데, iv) 현재 주택 입주 시기와 생애 첫 주택 구입 시기의 차이가 4년, 8년, 12년 미만인 가구들도 표본에 포함시켰다.10) 최종적으로 2019년 자료에서 생애 첫 주택 거주 기간이 4년, 8년, 12년 이상과 미만으로 확인되는 18,702가구, 16,535가구, 14,931가구로 구성된 하위 표본을 구성하였고, 2020년 자료에서 15,770가구, 13,720가구, 12,162가구가 포함된 하위 표본을 구성하였다. 다만, 새롭게 구성된 하위 표본에서 91%∼92%의 가구들이 4년 이상 생애 첫 주택에 거주하였다고 응답하였고, 79%∼82%의 가구들이 8년 이상, 68%∼71%의 가구들이 12년 이상 생애 첫 주택에 거주하였다고 응답하여, <표 1>의 수치와 비교해 볼 때 생애 첫 주택에 장기 거주하고 있는 가구들이 과다 대표되고 있음을 알 수 있다.

2. 추정 결과
1) 실거주 4년 이상 여부

<표 7>은 재구성한 2019년 표본과 2020년 표본에서 생애 첫 주택에서 4년 이상 실거주 여부를 결정짓는 요인을 로짓 모형으로 분석한 결과이다. 앞에서의 분석과 마찬가지로 (1)열과 (3)열은 각각 2019년 표본과 2020년 표본에서 <식 2>를 추정한 결과이고, (2)열과 (4)열은 <식 2>의 우변에 로그 가구부채 변수를 추가하여 추정한 결과이다. 강건성 분석을 위한 확장된 표본을 분석한 결과에서도, 앞서 분석과 유사한 결과가 도출되었다. 앞서 <표 4>와 유사하게 생애 첫 주택의 전용면적이 넓을수록 생애 첫 주택에서 4년 이상 실거주할 가능성이 높았고, 가구별 특성으로는 가구주의 교육수준이 높을수록, 미취학 아동수가 많을수록, 취학 미성년자 수가 많을수록 (부채 변수를 제외한 모형) 통계적으로 유의하게 생애 첫 주택에서 4년 이상 실거주 가능성은 낮아졌다. 단, <표 4>에서는 취학 미성년자 수가 2019년, 2020년 모든 모형에서 유의하지 않았지만, <표 7>에서는 (1)과 (3)의 가구 부채를 고려하지 않은 모형에서는 취학 미성년자 수가 유의하게 4년 이상 실거주 가능성을 낮추는 것으로 나타났다. 자녀의 수가 증가할수록 첫 번째 주택보다 면적이 넓거나 좋은 주거 환경으로 이주할 가능성이 높으므로 4년 이상 실거주 가능성은 감소할 것으로 추론해 볼 수 있는데, 관측치가 확대된 강건성 검정에서는 이를 확인할 수 있는 것으로 보인다. 다음으로 주택 구입 당시 예상치 못했던 소득의 증가(소득잔차) 및 가구 부채는 (1)~(4)열의 모든 모형에서 통계적으로 유의하게 4년 이상 실거주의 가능성을 낮추는 것으로 나타나, 본 분석 결과와 유사함을 확인할 수 있다.

표 7. 생애 첫 주택에서 4년 이상 실거주 여부에 대한 로짓 분석 결과
2019 표본 2020 표본
(1) (2) (3) (4)
생애 첫 주택 구입 연령 -0.001 0.006 0.004 -0.004
(0.003) (0.005) (0.003) (0.007)
생애 첫 주택 전용 면적 0.010*** 0.015*** 0.006*** 0.011***
(0.001) (0.002) (0.001) (0.003)
교육 수준 -0.461*** -0.308*** -0.382*** -0.203***
(0.029) (0.060) (0.037) (0.079)
미취학 아동 수 -0.364*** -0.199*** -0.440*** -0.366***
(0.048) (0.069) (0.063) (0.090)
취학 미성년자 수 -0.103*** 0.010 -0.110** -0.063
(0.038) (0.058) (0.048) (0.072)
소득 잔차 -0.327*** -0.470*** -0.260*** -0.337**
(0.062) (0.115) (0.079) (0.144)
가구 부채 -0.540*** -0.443***
(0.049) (0.061)
상수항 2.991 6.156*** 3.140*** 5.912***
(0.175) (0.502) (0.221) (0.641)
관측치 18,110 4,422 14,269 3,293
Adj R-sq 0.06 0.08 0.04 0.05

주: 1) ∆p<0.2,

* p<0.10,

** p<0.05,

*** p<0.01.

2) 괄호 안은 표준오차임.

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2) 실거주 8년 이상 여부

<표 8>은 생애 첫 주택 구입 시점(2011년 혹은 2012년)부터 조사 시점(2019년 혹은 2020년)까지 8년 이상 실거주 결정요인을 분석한 결과이다. 이 분석 결과에서도 계수 추정치들에 대한 통계적 유의성 검정과 해석은 대체로 앞선 결과와 일치한다. 앞 절에서 실거주 8년 여부에 대한 분석 결과(<표 5>)와 비교해보면, 확대된 표본을 이용한 강건성 검정에서는 분석에 포함한 대부분의 독립변수가 유의하게 8년 이상 실거주 가능성에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 생애 첫 주택 구입 연령이 높을수록, 첫 주택의 전용 면적이 넓을수록 첫 주택에서 8년 이상 실거주할 가능성은 통계적으로 유의한 수준으로 증가한다. 또한 가구주 교육수준의 증가, 미취학 아동 수의 증가, 취학 미성년자 수의 증가가 8년 이상 생애 첫 주택에 실거주할 가능성을 유의하게 낮춘다는 결과가 2019년과 2020년의 (1)~(4) 모든 모형에서 도출되었다. 다만 앞서 <표 5>에서는 미취학 아동 수와 취학 미성년자 등 자녀 수 인자가 유의하지 않았던 점에 있어서는 차이를 보인다. 소득 잔차와 가구부채 또한 모든 모형에서 유의하게 음의 값을 가지는 변수인 것으로 나타났다.

표 8. 생애 첫 주택에서 8년 이상 실거주 여부에 대한 로짓 분석 결과
2019 표본 2020 표본
(1) (2) (3) (4)
생애 첫 주택 구입 연령 0.010*** 0.007 0.010*** -0.001
(0.002) (0.005) (0.003) (0.006)
생애 첫 주택 전용 면적 0.011*** 0.016*** 0.006*** 0.011***
(0.001) (0.002) (0.001) (0.002)
교육 수준 -0.591*** -0.460*** -0.510*** -0.378***
(0.022) (0.050) (0.027) (0.061)
미취학 아동 수 -0.301*** -0.318*** -0.361*** -0.235**
(0.063) (0.095) (0.076) (0.115)
취학 미성년자 수 -0.219*** -0.119** -0.217*** -0.228***
(0.030) (0.051) (0.037) (0.060)
소득 잔차 -0.379*** -0.510*** -0.290*** -0.357***
(0.047) (0.097) (0.057) (0.113)
가구 부채 -0.437*** -0.411***
(0.040) (0.047)
상수항 1.756 4.399*** 2.196*** 4.802***
(0.132) (0.406) (0.159) (0.503)
관측치 15,994 3,359 12,429 2,445
Adj R-sq 0.11 0.12 0.08 0.09

주: 1) ∆p<0.2,

* p<0.10,

** p<0.05,

*** p<0.01.

2) 괄호 안은 표준오차임.

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3) 실거주 12년 이상 여부

<표 9>는 강건성 검정을 위해 표본을 확장하여 12년 이상과 미만으로 생애 첫 주택에 거주한 경우를 이용한 분석 결과이다. 결과는 본문의 분석 결과와 크게 다르지 않았으며, <표 8>에서와 같이 대부분의 변수가 유의하게 실거주 확률에 영향을 주는 것으로 나타났다. 다만 미취학 아동 수는 2019년의 확대된 표본에서만 유의하게 장기 실거주 가능성을 낮추는 것으로 나타났다. 앞서 12년째 실거주 가능성에 대한 분석 결과를 정리한 <표 6>에서와 같이, 첫 주택 구입 연령이 높을수록, 생애 첫 주택 전용면적이 클수록 유의하게 12년 이상 해당 주택에 실거주할 가능성을 높이는 것으로 나타났다. 또한 가구주의 교육 수준이 높을수록, 취학 미성년자의 수가 증가할수록 12년 이상 첫주택에서 실거주할 가능성은 낮아지는 것으로 보고되었다. 다음으로 주택 구입 당시 예상치 못했던 소득의 증가(소득잔차) 및 가구 부채는 (1)~(4)열의 모든 모형에서 통계적으로 유의하게 4년 이상 실거주의 가능성을 낮추는 것으로 나타나, 본문의 주요 분석 결과와 유사함을 확인하였다.

표 9. 생애 첫 주택에서 12년 이상 실거주 여부에 대한 로짓 분석 결과
2019 표본 2020 표본
(1) (2) (3) (4)
생애 첫 주택 구입 연령 0.011*** 0.009* 0.012*** -0.000
(0.002) (0.005) (0.002) (0.006)
생애 첫 주택 전용 면적 0.014*** 0.017*** 0.007*** 0.009***
(0.001) (0.002) (0.001) (0.002)
교육 수준 -0.623*** -0.530*** -0.549*** -0.392***
(0.020) (0.048) (0.024) (0.059)
미취학 아동 수 -0.151 -0.286* 0.024 0.226
(0.104) (0.173) (0.133) (0.214)
취학 미성년자 수 -0.224*** -0.130** -0.182*** 0.331***
(0.034) (0.059) (0.039) (0.072)
소득 잔차 -0.322*** -0.341*** -0.265*** -0.358***
(0.042) (0.093) (0.049) (0.107)
가구 부채 -0.351*** -0.365***
(0.039) (0.047)
상수항 0.997*** 3.049*** 1.456*** 3.811***
(0.119) (0.400) (0.141) (0.501)
관측치 14,422 2,866 11,000 1,986
Adj R-sq 0.11 0.12 0.08 0.10

주: 1) ∆p<0.2,

* p<0.10,

** p<0.05,

*** p<0.01.

2) 괄호 안은 표준오차임.

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VII. 결론

본 연구는 주거실태조사(2019, 2020) 자료를 활용하여 일정 기간 후 생애 첫 주택에 거주하고 있을 확률과 일정 기간 동안 생애 첫 주택에 거주할 확률에 대하여 다음과 같은 사실을 밝힌다. 첫째, 생애 첫 주택 마련 연령이 높을수록, 생애 첫 주택의 전용면적이 넓을수록 일정 시간 뒤 생애 첫 주택에 거주하고 있을 확률이 높고, 생애 첫 주택 거주 기간을 늘린다. 둘째, 가구주 교육 수준이 높을수록, 그리고 예상치 못했던 추가적인 소득이 클수록, 생애 첫 주택 거주 기간은 단축된다. 셋째, 가구 부채의 증가는 생애 첫 주택 거주 확률과 거주 기간에 악영향을 끼친다. 이는 거액의 주택담보대출이나 전세 보증금을 받아 생애 첫 주택을 마련한 가구들은 일정 기간 후 실거주할 확률이 낮거나 혹은 일정 기간 거주하기 어렵다는 뜻으로 해석된다.

이러한 분석 결과는 생애 첫 주택 마련을 위한 주택금융 지원에 대하여 보다 정교한 접근을 요구한다. 가령 젊은 고학력 신혼부부에게 현재 소득이 크지 않다는 이유로 생애 첫 주택으로 전용면적이 작은 집을 장만할 수 있도록 전폭적인 주택담보대출을 지원해주는 것이 사회적으로 효율적인지 의문이다. 가급적이면 그들에게는 전세자금대출을 지원해주고 내집 마련은 가구 소득이 좀 더 올라가고 아이들도 성장하여 좀 더 전용면적이 넓은 집을 마련하고자 할 때 생애 첫 주택자금대출을 지원해 주는 방안이 더 효율적일 것이다. 부동산 시장 전체를 놓고 볼 때도, 보다 좋은 주거 환경에 내 집 마련을 위해 좀 더 기다릴 수 있는 청년층에게 당장 주택담보대출을 지원하는 것보다는, 아이들이 성장하고 자신의 소득이 증가할 때가 되면 충분한 주택금융 지원을 약속하는 방향으로 과열된 주택 매수세를 진정시킬 필요가 있다.

시야를 좀 더 확대하여 생각해보면, 생애 첫 주택을 구입하는 주 연령대인 30대 청년층 가구들에서 생애 첫 주택 구입으로부터 일정 기간 경과 후 해당 주택에 실거주하고 있는 가구 비율이 높지 않았다는 사실로부터 더 큰 시사점을 얻는다. 즉, 최근 몇 년간 주택시장의 불안 요인으로 작용하던 청년층의 ‘패닉바잉’과 ‘영끌바잉’은 청년 무주택 가구들의 주거 불안정과 주택 가격의 불안정에 기인한 측면이 크고, 그러한 청년층의 ‘패닉바잉’은 다시금 주택 가격을 불안정하게 만들고, 청년층 무주택 가구들의 주거를 더욱 불안정하게 만들었다. 지금부터라도 이를 바로잡기 위해서는 더 이상 주택 가격이 상승하지 않을 것이라는 기대감을 주고, 청년층 무주택 가구들이 주거 불안에 시달리지 않고 안정적으로 자산을 축적할 수 있도록 돕는 길이 주택시장 정상화의 길일 것이다.

마지막으로 주거실태조사(2019, 2020) 자료는 생애 첫 주택의 입주일과 퇴거일에 관한 문항이 없어 생애 첫 주택에서의 정확한 거주 기간을 파악할 수 없다는 한계가 있다. 특히 생애 첫 주택을 구입한 시점과 생애 첫 주택에 입주한 시점의 차이가 분명히 존재하기 때문에 본 연구에서는 이를 표본 구성에 변화를 줌으로써 간접적으로 보완하는 방법을 선택하였다. 향후 생애 첫 주택의 구입 시점과 입주 시점을 정확히 파악할 수 있는 자료가 있다면 그것에 기반한 후속 연구를 기대한다. 또한 주거실태조사에서는 생애 첫 주택과 관련 전용면적만 조사하기 때문에 본 연구에서는 생애 첫 주택의 건축연도나 그 밖의 중요한 정보를 활용하지 못하였다. 이 역시 좀 더 자세한 자료에 기반한 후속 연구를 기대한다.

Notes

1) 주거실태조사 2014에서는 생애 첫 주택에서의 거주 기간을 직접 물었으나, 주거실태조사 2016부터는 생애 첫 주택에서의 거주 기간에 대한 질문이 생략되었다. 따라서 본 연구에서는 현재 거주 주택이 생애 첫 주택인지 여부와 현재 거주 주택에서의 거주 기간에 대한 질문을 토대로 생애 첫 주택에서의 거주 기간을 유추하여 활용한다.

2) 직설적으로 현재 거주 주택이 생애 첫 주택이 아닌 경우, 생애 첫 주택에서의 실거주 기간뿐 아니라 실제 입주한 적이 있는지조차 파악할 수 없다.

3) 비슷한 방식으로 이준민 외(2022)는 소득잔차를 가구자산 등의 가구 특성으로 설명되지 않는 추가적인 소득이라 해석하고, 소득잔차는 자가확률을 낮춘다고 보고하였다.

4) 이준민 외(2022)정예은 외(2022) 모두 본고의 <식 2>와 유사한 형태로 소득잔차를 구한 뒤 이를 자산 등으로 설명되지 않는 추가적인 소득의 대리변수라 규정하고, 그 추가적인 소득이 자가 확률에 미치는 영향을 분석하였다.

5) 가구부채와 생애 첫 주택 전용면적과의 다중공선성 문제를 생각해 볼 수도 있다. 두 변수 간 잠재적인 다중공선성 문제를 고려하여 본고에서는 가구부채를 통제한 경우와 통제하지 않은 경우를 함께 보고한다. 그러나 여러 결과들에서 가구부채를 통제한 경우와 통제하지 않은 경우의 계수의 예측오차에 큰 차이는 발견되지 않았다. 이는 생애 첫 주택 구입 의사 결정 시점과 주거실태조사의 조사 시점 간의 시차가 커서 두 변수 간 다중공선성이 문제가 되지 않는 것으로 해석된다.

6) 이채성(2009)은 항상소득과 경상소득을 활용하는 경우 각각의 추정 결과를 비교하였다.

7) <표 3>은 2015년, 2011년, 2007년에 생애 첫 주택을 매입한 가구들 중 가구부채가 0원이라고 보고한 가구들을 제외한 하위표본에서 분석한 결과이다. 가구부채가 0원인 경우 로그변환 과정에서 결측치로 처리되었다. 이러한 점을 감안하여 이후의 분석 결과는 가구부채 변수를 통제한 경우와 통제하지 않은 결과를 함께 보고한다.

8) 주거실태조사(2019, 2020)에서 가구 총부채의 경우, 전세자금대출 등 부동산 임대차 계약 시 보증금은 임대인의 부채로 인식한다.

9) 가령, 전세를 끼고 생애 첫 주택을 마련한 가구들은 처음부터 주택 구입 시점부터 입주할 의사가 없었던 경우, 혹은 생애 첫 주택 구입 시점부터 입주했던 가구들 가운데서도 갑작스런 이직이나 타지 발령으로 인한 변화, 타지 근무로 인한 별거나 이혼 등으로 인한 실질적인 가구 구성의 변화, 혹은 이웃과의 마찰이나 예기치 못한 주변 환경 변화 등 가구 특성으로 설명되지 않은 외부 충격이 가해진 경우가 빈번하다면, 모형의 결정계수가 작게 나올 수도 있다. 그러나 이러한 경우에도 모형의 설명력과 별도로 개별 변수가 갖는 통계적 유의성은 여전히 유효하다.

10) 이렇게 새롭게 구성된 표본은 관측치를 많이 확보할 수 있다는 측면에서 장점이 있으나, 표본 구성 과정에서 편의가 발생할 수 있어 주된 분석이 아닌, 강건성 검정 용도로 활용하고자 한다.

참고문헌

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국토교통부. (2019). 주거실태조사. 세종: 국토교통부.

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김근용, 김혜승, 강미나, 김태환, 조경은, 김천일, 박천규, 이다희. (2007). 2006년 주거실태조사: 연구보고서. 세종: 건설교통부.

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정예은, 심승규, 홍지훈. (2022). 지역별 거주유형별 가구 특성에 관한 연구: 소득효과와 자산효과를 중심으로. LHI Journal, 13(1), 55-65.

11.

최열, 이고은. (2013). 사회경제적 특성에 따른 생애최초 자가주택 구입연령 분석. 국토계획, 48(2), 107-120.

2022년도 하반기 주택금융연구 논문 공모 안내

2022년도 하반기 주택금융연구 6권 2호에 게재될 논문을 모집하고 있습니다.
주택금융 분야에 관심 있는 연구자분들의 많은 관심과 투고를 부탁드립니다.

□ 접수마감: 2022.10.31.(월)

자세한 내용은 아래의 공지사항을 참고해주시기 바랍니다.

 

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