An Empirical Analysis on Determinants of Residential Satisfaction for Single-Person Households Using Ordered Probit Model: Focused on Differential Effects by Region, Age, and Income Level

Kim, Danya

doi:10.30902/jrea.2023.9.2.49

J. Real Estate Anal. 2023; 9(2):49-69

pISSN: 2465-9754, eISSN: 2508-1292

DOI: https://doi.org/10.30902/jrea.2023.9.2.49

Article

순서형 프라빗 모형 기반 1인가구 주거만족도 영향 요인 분석*:

김단야 ¹ ^, ^**

An Empirical Analysis on Determinants of Residential Satisfaction for Single-Person Households Using Ordered Probit Model

Danya Kim ¹ ^, ^**

Author Information & Copyright ▼

¹성결대학교 도시디자인정보공학과 조교수

¹Assistant Professor, Department of Urban Design Information Engineering, Sungkyul University

^**Corresponding Author: dkim82@sungkyul.ac.kr

© Copyright 2023, Korea Appraisal Board. This is an Open-Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution NonCommercial-ShareAlike License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/4.0) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Received: May 19, 2023; Revised: Jun 22, 2023; Accepted: Jul 14, 2023

Published Online: Jul 30, 2023

국문초록

저출산 고령화에 따라 우리나라의 인구는 2020년을 기점으로 감소하고 있는 반면, 1인가구는 급격히 증가하고 있다. 여러 가지 이유가 있겠지만, 비혼자수 증가, 평균 초혼나이 증가, 이혼율 증가 등으로 향후 1인가구는 더 늘어날 것으로 전망된다. 정부는 증가하는 1인가구의 주거문제를 해결하기 위해 다양한 정책을 수립하고 있지만, 1인가구의 주거만족에 대한 이해는 여전히 부족한 상황이다. 또한, 어떠한 요인들이 1인가구의 주거만족에 영향을 주는지에 관한 연구도 부족한 실정이다. 이에, 본 연구는 1인가구의 주거만족에 영향을 미치는 요인을 찾아서 1인가구의 주거문제를 해결하기 위한 정책적인 시사점을 도출하고자 한다. 이를 위해, 본 연구는 2020년 주거실태조사 자료를 활용하였으며, 순위형 프라빗 모형을 통해 실증분석을 진행하였다. 연구결과, 1인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 요인은 다인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 요인과 크게 다르지는 않았지만, 지역별, 연령별, 소득별로 차이를 보였다. 이는 1인가구라고 해도 같은 집단이 아니라, 지역별, 연령별, 소득별로 서로 다른 집단이기 때문에, 주거만족에 영향을 미치는 요인들도 차별적으로 나타나기 때문이다. 본 연구의 결과는 향후 1인가구 주거문제를 해결하기 위한 정책적 기초자료로 활용될 수 있다.

Abstract

Due to low birth rate and aging, the population in Korean has declined since 2020. However, single-person households are rapidly increasing. While there may be various reasons, it is expected that single-person households will increase because of the increase in unmarried individuals, the age of the first marriage and the divorce rate. The government is implementing housing support policies for increasing single-person households, but few understand the housing satisfaction of the households. Also, there is a lack of studies on the determinants that significantly influence their housing satisfaction Thus, this study aimed to identify the determinants that affect the satisfaction of single-person households and figure out policies in order to solve increasing problems that they suffer. To conduct an empirical analysis, this study employed data from the 2020 housing survey and focused mainly on single-person households by using the ordered probit models. Findings showed that the determinants for the satisfaction of single-person households were not largely different from that of multi-person, though, the effects of determinants on the housing satisfaction differed by age, income and region which made the determinants differentiated. The results of this study is expected to be used for basic data to solve the housing problems of single-person households.

Keywords: 1인가구; 청년 1인가구; 노인 1인가구; 주거만족도; 주거실태조사

Keywords: Single-person household; Single-young household; Single-elderly household; Housing satisfaction; Housing survey data

Ⅰ. 서론

1인가구가 우리나라의 대표적인 가구 형태로 자리잡게 됨에 따라 더 이상 혼자 사는 것이 특별하지 않은 시대가 되었다. 통계청이 발표한 ‘2022 통계로 보는 1인가구’에 따르면 1인가구는 2021년 기준 716만 6,000가구로 전체 가구의 3분의 1을 넘는 33.4%를 차지하고 있다. 또한, 1인가구는 매년 가파른 성장세를 보이고 있기 때문에 통계청은 2050년에는 전체가구에 대한 1인가구의 비중이 39.6%에 이를 것으로 전망하고 있다. 특히, 본인 학업과 직장으로 인해 1인가구로 전환되는 청년층과 이혼, 사별 등의 사유로 전환된 노년층의 증가 추세가 뚜렷하여 그 비중이 점차 확대될 것으로 전망된다. 2005년에 20%였던 1인가구의 비중이 두 배가 될 것으로 전망되는 상황이다.

1인가구가 증가함에 따라, 최근 들어 다양한 매체를 통해서 자유롭고 편안한 삶을 영유하는 1인가구의 삶을 쉽게 접할 수 있다. 하지만 다인가구에 비해 1인가구는 신체적·정신적 건강 문제(이명진 외, 2014), 범죄 및 안전 문제(박준휘 외, 2017; 황성은 외, 2013), 경제적 문제를 더 많이 경험하고 있으며, 특히 의식주 중에서도 가장 중요한 주거의 질적 수준이 상대적으로 낮다고 보고되고 있다(박미선 외, 2017; 이명진 외, 2014; 이현정·임태균, 2022). 대표적인 예로, 청년 1인가구의 경우, 월평균 소비 지출로 주거비를 가장 많이 부담하고 있는 것으로 나타났지만, 다른 유형의 가구와 비교했을 때 주거의 질이 열악한 수준인 경우가 많은 것으로 나타났다(김승연 외, 2022). 치열한 삶에 노출되고 있는 청년들의 쉼터가 되어야 하는 주택은 주거비 부담과 열악한 주거환경에 의해 또 다른 짐의 형태로 변모되고 있는 실정이다. 하지만 1인가구 증가 현상에 발맞춰 외식업, 유통업 등 다양한 분야에서 1인가구의 욕구를 반영한 상품과 서비스가 공급되고 있는 것에 반해, 주거분야는 여전히 1인가구의 요구를 충족할 수 있는 정책적인 노력이 미흡한 상황이다(김병석, 2019; 전세란·김세용, 2022).

그동안 진행된 1인가구에 대한 연구들을 살펴보면, 많은 연구자들이 1인가구의 유형에 따른 차이에 초점을 맞춰 왔다. 연령과 같은 인구학적 요인에 따라 특성을 구분하거나(권연화·최열, 2018; 이진원·모정현, 2021; 조필규·오유진, 2019; Zhou et al., 2021), 1인가구 형성 원인에 따라 유형을 분류하는 방식을 선택했다. 예를 들어, 학업, 직장, 사회적 성취, 편의에 의해 자발적으로 1인가구를 형성한 집단과 분가, 이혼, 별거, 사별에 의해 비자발적으로 1인가구를 형성한 집단으로 구분해서 그 차이를 살펴보는 패턴이었다(변미리 외, 2009; 안현찬 외, 2021). 즉, 1인가구는 하나의 동질적인 특성을 지닌 집단이 아니라 이질적인 집단이기 때문에, 이를 고려한 다층적인 접근이 필요함을 알 수 있다.

또한, 많은 연구자들은 1인가구의 주거와 관련된 정책은 천편일률적인 정책이 아니라 1인가구의 다양한 특성을 고려하여 진행되어야 한다고 강조한다. 예를 들어, 여러 연구자들은 1인가구의 주거특성은 연령별로 차이가 나타난다고 강조하기도 하고(권연화·최열, 2018; 박미선·우지윤, 2021; 이진원·모정현, 2021), 지역적 환경에 따라서 주거만족도에 영향을 주는 요인이 다를 수 있음을 주장한다(권세연·박환용, 2014; 김병석·이동성, 2021). 특히, 1인가구의 주거정책은 1인가구의 다양한 특성을 반영하여 주거만족도를 높이는 방향으로 수립될 필요가 있다는 공통된 합의가 도출되고 있다.

하지만, 여전히 1인가구의 특성별로 어떠한 차이가 발생하는지에 관한 연구가 미진하며, 그로 인해 1인가구의 주거정책 설계도 쉽지 않은 상황이다. 이는 대부분의 1인가구의 주거에 대한 연구가 1인가구를 하나의 집단으로 간주하고 연구를 진행했기 때문이 가장 큰 이유 중 하나이며, 1인가구를 청년, 노년, 저소득 등의 집단에 초점을 맞추어 연구를 진행하기는 하였지만, 서로 다른 집단 간의 차이를 규명하는 데 초점을 맞추지는 못했기 때문이다. 또한, 주거에 대한 거주자의 전반적인 생각을 담고 있는 지표인 주거만족도의 영향요인을 다양한 관점에서 분석하지 못한 한계점 때문이다. 따라서 1인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 요인을 다양한 각도에서 분석한 후, 그에 따른 주택정책의 방향을 설정할 필요성도 제기된다.

이러한 관점에서, 본 연구는 1인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 요인을 다양한 관점에서 분석하고자 한다. 특히, 1인가구의 주거만족에 영향을 미치는 요인을 다각도로 살펴보기 위해 지역별, 연령별, 소득별로 차이가 나는 영향요인들을 실증적으로 분석하고자 한다. 실증분석을 위해, 본 연구는 2020년 주거실태조사를 활용하였으며, 1인가구의 주거만족도를 평가하는 요인인 주거 특성, 주택의 물리적 특성, 주거환경 특성의 영향력을 알아보기 위해 순서형 프라빗모형(ordered probit model)을 활용하여 검증하고자 한다. 본 연구에서 나타난 결과는, 1인가구를 위한 지역별, 유형별로 세분화된 주거정책에 대한 시사점을 제시하는데 기여할 것으로 여겨진다.

Ⅱ. 선행연구

1. 1인가구의 특성에 관한 연구

1980년만 하더라도 우리나라의 1인가구는 전체 가구수의 4.8%에 불과한, 소수의 가구형태였지만, 지속적인 증가로 2021년 기준 33.4%로 우리나라 인구의 3분의 1을 차지하는 대표적인 가구형태로 자리매김했다(통계청 인구총조사). 통계청 인구주택총조사에 따르면 1인가구는 ‘홀로 살림하는 가구’로서 독립적으로 취사, 취침 등의 생계를 유지하는 개인단위로 정의된다. 1인가구는 다인가구와 반대되는 개념으로서 1명의 가구원수를 지닌 집단으로 인식되기는 하지만, 자발적으로 1인가구가 되는 경우와 사별, 자녀의 출가 등 비자발적으로 형성되는 경우로 나눌 수 있다. 즉, 같은 1인가구라고 하더라도 서로 큰 차별적인 특성이 나타나기 때문에, 형성요인에 따라 사회적 상황이 다른 이질적인 가구 집단으로 볼 필요가 있다(변미리 외, 2009; 안현찬 외, 2021). 특히, 1인가구를 위한 주거정책을 설계하는 과정에서 이러한 가구들의 서로 다른 특성을 반영할 필요가 있다(김병석, 2019; 전세란·김세용, 2022). 이에 본 연구는 1인가구에 관한 선행연구를 생활영역에 따라 범죄·사회관계·경제·주거별로 고찰하여 1인가구의 특징을 우선적으로 파악하고자 한다.

일반적으로 범죄에 취약한 요인은 개인의 상황적 요인과 물리적 환경요인으로 구분할 수 있다. 예를 들어, 늦은 귀가, 주변 이웃과의 관계 단절로 인한 공동체 의식의 약화 등은 1인가구가 겪고 있는 상황적 요인이라고 할 수 있으며, 주거지 주변의 야간조명시설 미흡, 방범 및 순찰 미흡 등은 1인가구가 살고 있는 지역의 물리적 환경 요인이라고 할 수 있다. 이처럼, 1인가구의 상황적, 환경적 특성으로 인해 1인가구가 밀집한 지역에서의 범죄발생률은 점차 증가하고 있다(김원종, 2020; 박준휘 외, 2017; 장재원·이지원, 2019). 또한, 상대적으로 주택 및 주변 환경이 열악한 지역에 거주하는 1인가구의 심리적 불안감은 매우 높은 수준인 것으로 나타났다(서민진·강석진, 2022; 정윤혜·이유미, 2018; 황성은 외, 2013). 즉, 범죄에 대한 불안감과 범죄에 취약한 주거환경은 1인가구의 주거만족도에 큰 영향을 미치고 있음을 알 수 있다.

사회관계는 1인가구의 신체적, 정신적 건강에 큰 영향을 줄 수 있다. 예를 들어, 이웃이나 지역공동체와의 인적교류가 낮은 1인가구는 긴급한 상황이나, 응급 상황이 발생했을 때, 도움을 요청하기가 매우 어렵다. 또한, 일정하지 않은 식생활 습관에 길들여질 확률이 높기 때문에 육체적인 건강에 문제가 발생하기가 쉽다. 뿐만 아니라, 1인가구는 일반적으로 사회적 관계망의 결여로 인해, 고립현상이 발생하여 우울감, 외로움과 같은 부정적인 정신 감정이 일반가구에 비해서 4배가량 높게 형성되기도 한다(강유진, 2019; 이명진 외, 2014). 따라서, 고립된 사회관계는 정신건강뿐만 아니라 생활 태도에까지도 영향을 미쳐 소극적인 성향으로 나타나기도 한다.

일반적으로 청년과 노인의 비율이 높은 1인가구의 소득은 다인가구에 비해 상대적으로 낮으며, 고용안전성이 취약한 경우가 많다, 또한, 본인의 소득에 의존해서 살아야 하는 특성으로 인해 생활비 부족과 주거비 부담 비율이 높아 주거비 부담을 완화시켜 줄 수 있는 정책이 필요한 경우가 많다(박미선 외, 2017; 박준휘 외, 2017; 이명진 외, 2014). 따라서 주거비 부담 완화효과가 있는 공공임대주택에 대한 수요가 많지만, 실제로 대부분의 1인가구들이 이용해 본 주거복지 프로그램은 주거급여에 그치고 있다(안현찬 외, 2021). 1인가구의 주거비 부담과 소득수준에 대한 상황이 1인가구의 유형에 따라서 큰 차이가 나기 때문에 주거복지에 대한 지원대상 확대 및 1인가구의 유형별 특성을 고려한 주택복지의 개선이 필요한 상황임을 선행연구들에서 지적하고 있다(전세란·김세용, 2022).

1인가구의 주거특성을 살펴보면, 대부분 보증부 월세가 많고, 월 임대료 지출이 높다. 또한, 다인가구에 비해 단독, 연립다세대 주택에 많이 거주하며, 젊을수록 주거이동률이 높아 평균 거주기간이 월등히 짧은 특징이 있다(박미선 외, 2017; 박준휘 외, 2017; 이명진 외, 2014). 하지만, 앞에서도 언급했듯이, 1인가구는 전 연령을 포함하고 있어 연령대별로 이질적인 주거특성을 보인다(이진원·모정현, 2021; 임미화, 2020; Zhou et al., 2021). 특히, 청년층 1인가구는 보증부 월세인 경우가 많고, 좁은 면적, 높은 주거비 과부담 등으로 인해 다른 세대에 비해 전반적으로 주거환경이 열악한 상황이다. 반면, 중장년층 1인가구는 주거의 질과 안전의 수준은 대체로 양호하나 이혼, 사별 등의 비자발적인 가구형태인 경우, 주거취약층으로 전락되어 열악한 환경을 지니는 경향이 높게 나타난다(김현경·이성원, 2022). 또한, 노인층 1인가구는 자가비율이 높고 주거수준은 양호하나, 안정적이지 못한 소득원으로 주거비 과부담비율이 높게 나타난다(김선주, 2020; 안현찬 외, 2021). 이처럼, 1인가구는 유형별로 경제적 상황이 다르고, 요구되는 주거여건이 상이하기 때문에(김선주, 2020; 박미선 외, 2017), 유형별로 요구되는 주거 여건이 무엇인지 파악하고, 그에 따른 차별화된 정책 수립이 필요한 상황이다.

2. 주거만족도 결정요인에 관한 연구

전통적으로 학자들은 주거정책을 고민할 때 주거만족도라는 척도를 활용할 필요가 있음을 강조해 왔다(Amérigo and Aragonés, 1997; Galster, 1985). 그 이유는, 실제로 사는 사람의 요구를 충족시키지 못하는 정책은 실패할 확률이 높기 때문이다. 이와 관련해서, 많은 학자들은 저소득층 가구나, 청년, 노인가구 등을 위한 주택을 공급할 때, 공급자 위주의 정책을 펴는 것은 실제 소비자들의 니즈를 충족시켜주지 못하는 경우가 많음을 지적해 왔다(고정희·서용석, 2018; 진장익 외, 2017; Huang and Du, 2015; Ibem and Aduwo, 2013; Lord and Rent, 1987). 공급위주의 정책이 아닌, 수요자 중심의 정책을 효과적으로 펴기 위해서는 주거만족도라는 척도를 활용할 필요가 있음이 오랜 기간 동안 국내외의 학자들 사이에서 논의되어 왔다.

주거만족도는 거주하고 있는 주택의 물리적인 환경뿐만 아니라 자연, 사회관계, 복지 등 주택 외부 환경에 대해 개개인의 욕구를 반영한 주관적인 평가로 측정되는 삶의 질 수준이라고 할 수 있다. 따라서 주거만족도에 영향을 미치는 요인들은 매우 다양하며, 오랜 기간 동안 많은 연구들이 축적되어 왔다. 이에, 본 연구에서는 우선적으로 1인가구뿐만이 아니라 전반적인 주거만족도에 관한 국내외 실증연구들을 살펴보았으며, 1인가구에 관한 부분을 정리하였다. 주거만족도에 영향을 미치는 요인은 크게 사회경제적 요인, 주택의 물리적 특성 요인 및 주거환경요인으로 분류할 수 있다.

주거만족도에 영향을 미치는 사회경제적 요인을 먼저 살펴보면, 거주자의 대표적인 경제적 요인인 가구소득이 주거만족에 가장 큰 영향을 미치는 것으로 나타났고, 소득대비 주거비, 주거비부담 등의 요인이 중요한 요인으로 나타났다(김진현·김형주, 2017; 박윤환·임현철, 2020; Dekker, et al., 2011; Hempel and Tucker, 1979; Lu, 1999). 예를 들어, 김진현·김형주(2017)는 구조방정식 모형을 통해서 1인가구의 경제적인 요인이 주거만족도에 중요한 요인임을 밝혔으며, 주거만족도에는 입지적 요인과 인구학적 요인도 큰 영향을 주는 요소임을 서울시를 대상으로 직접 설문을 통해서 검증하였다. 박윤환·임현철(2020)은 주거취약계층과 중산층을 대상으로 주거만족도의 차이를 분석하였으며, 인구통계학적 요인, 주택 물리적 요인, 주거환경 및 주거 특성요인의 영향력이 소득별로 어떠한 차이를 보이는지를 검증하였다. 그 결과 두 계층 모두 물리적 상태와 주거 특성 중 주거부담이 가장 큰 영향을 미쳤으며, 주거환경의 경우 주거계층별로 영향 요인이 차이가 있음을 보여주었다. 경제적인 요인 이외에도, 나이(김병석·이동성, 2021; 김현경·이성원, 2022), 성별(정기성·김효정, 2018), 교육수준(박윤환·임현철, 2020) 등 개개인의 사회적 특성에 따라서도 주거만족도에 차이가 있을 수 있음이 많은 연구들에서 검증되어져 왔으며, 이는 1인가구의 연구에서도 다양하게 밝혀진 바이다(권정표·강정규, 2022; 김선주, 2020; 김진현·김형주, 2017).

주택의 물리적 특성은 주거만족도에 직접적인 영향을 주는 요인으로 대부분의 연구에서 주거만족도에 영향을 주는 가장 중요한 요인 중에 하나로 언급하고 있다. 일반적으로 주택의 물리적 요인으로는 주택의 면적이나 방의 개수(장성수·윤혜정, 1999; Dekker et al., 2011), 주택의 상태 및 노후도(Lu, 1999)를 들 수 있으며, 주택유형(황광선, 2013; Day, 2000; James, 2008), 주택 소유여부(이채성, 2012; 조영현·전희정, 2019; Diaz-Serrano, 2009; Elsinga and Hoekstra, 2005), 주택가격(김단야, 2021) 등 다양한 주택과 관련된 요인들이 주거만족도에 중요한 영향변수로 검증되어져 왔다.

주거환경은 주택의 물리적 특성과 더불어 주거만족에 영향을 주는 중요한 변수이다(김성연·권성문, 2021; 손경민·진장익, 2020; 이수정·남궁미, 2018; Adriaanse, 2007; Rioux, and Werner, 2011). 또한, 어떠한 주거환경이 주거만족에 크게 영향을 주는지에 관해서 수많은 실증연구들이 진행되어져 왔다. 국내에서는 대표적으로 손경민·진장익(2020)이 주거만족도 영향요인으로 주거환경에 해당하는 범죄, 공원, 사업체 수, 노인복지시설 수 등을 포함한 10가지 지역특성변수를 활용하여 분석을 진행하였으며, 이러한 주거환경과 주거만족도와의 관계는 청년층과 노년층에서 서로 다르게 나타나고 있음을 실증적으로 검증하였다. 연구를 통해, 지역특성변수는 매개변수인 세부적인 주거환경만족도를 통해서 직·간접적인 영향을 미치고 있음을 보여주었으며, 이러한 영향력은 연령별로 차이가 있음을 주거실태조사 자료를 통해서 밝혀냈다. 이수정·남궁미(2018)는 소득계층별 주거환경만족도의 차이를 알아보기 위해 인구통계학적변수, 주택변수, 주택내·외 환경이 포함된 주거환경을 영향요인으로 분석하였고, 소득계층별 주거환경만족도와 영향요인에 차이가 존재함을 실증적으로 보여주었다. 오수철(2016)은 주거만족도에 대한 하위 영향 요인을 시설 및 구조, 편리성, 안정성, 사회성, 쾌적성, 경제성 7가지로 나눈 후 주택유형을 매개변수 삼아 주거만족도 간의 관계를 규명했다. 그 결과 안전성, 편리성, 사회성, 경제성, 쾌적성 순으로 전반적인 주거 만족도를 높이는 영향이 있으며, 주택 유형별로 만족도와 영향을 미치는 요인에 대한 차이가 있음을 밝혔다.

주거만족도에 관한 선행연구를 살펴본 결과, 대표적인 주거만족도에 영향을 주는 요인으로는 사회경제적 요인, 물리적 요인, 주거환경 요인임을 확인하였다. 1인가구의 주거만족도 영향요인도 이러한 요인들과 크게 다르지는 않지만, 영향정도는 다소 차이가 남을 알 수 있었다. 하지만, 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인에 대한 선행연구들은 대부분 1인가구를 하나의 집단으로 보고 분석한 연구가 주를 이루고 있다. 앞선 장에서 살펴봤듯이, 1인가구는 1명으로 구성된 가구를 의미하지만, 굉장히 다양한 사회경제적 집단으로 구성된다. 따라서 1인가구 내에서도 각 집단별 편차가 심할 수 있기 때문에, 1인가구를 세부적으로 구분하지 않고 진행된 결과는 일반화하기가 쉽지 않다. 예를 들어, 청년 1인가구라고 할지라도, 소득이 높은 청년과 소득이 낮은 청년에 대한 지원은 차별화되어야 하며, 노인과 청년의 주택정책도 차별화되어야 한다. 또한, 밀도가 높은 수도권과 비수도권에 대한 주택정책도 차별화되어야 한다. 하지만, 이러한 차이를 실증적으로 규명한 연구는 많지 않다. 이러한 한계점을 보완하기 위해서는 우선적으로 1인가구의 사회경제적 특성에 따라서 주거만족도에 영향을 주는 요인들을 구분할 필요가 있다. 그리고, 그에 따른 정책적인 방향을 고민할 필요가 있다. 이에 본 연구는 1인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 세부적인 요인을 파악하는 데 목적을 두며, 지역별, 연령별, 소득별로 집단유형을 분류해 분석하고, 1인가구 특성별로 세분화된 주택정책에 대한 시사점을 도출하고자 한다.

Ⅲ. 연구방법

본 연구는 1인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 요인을 지역별, 연령별, 소득별로 파악하기 위해, 2020년 주거실태조사 자료를 활용한다. 주거실태조사는 주거실태를 파악하기 위해 가장 활용성이 높은 자료로, 다양한 설문항목을 포함하고 있어서 변수 간의 영향관계를 규명하는데 유용하게 활용될 수 있다. 또한, 샘플수도 상대적으로 많기 때문에 전체 샘플에서 1인가구만을 추출했을 때에도 상대적으로 많은 샘플수를 활용할 수 있다. 주거실태조사 자료를 기반으로 1인가구의 주거만족도에 대한 지역별, 연령별, 소득별 영향력을 분석하기 위해서 본 연구는 다음과 같은 회귀식을 활용한다.

S i k = α + β C i k + γ E i k + δ H i k + η X i k + θ k + ε i k

(식 1)

여기서 S는 주택에 대한 전반적인 만족도, C는 주택물리적요인, E는 주거환경요인, H는 주거특성요인, X는 인구통계학적요인, θ는 지역고정효과, ε는 오차항을 의미한다. 이때 i는 설문에 응답한 개인, k는 설문조사에 응답한 사람이 거주하는 지역을 의미한다.

본 연구에서 사용한 종속변수는 주거만족도로 “주택에 대한 전반적인 만족도”를 설문조사를 통해 조사한 항목이며, 4점 척도로 구성되어 있다. 즉, “매우 불만족”, “약간 불만족”, “대체로 만족”, “매우 만족” 중의 하나를 응답자가 선택하게 되어있다. 이렇게 4점 척도로 구성된 변수를 종속변수로 사용하는 경우에는, 일반적으로 최소자승법(ordinary least square estimator, OLS)으로 추정하지 않고 순서형프라빗 모형(ordered probit model)을 활용해서 계수값을 추정한다. 이때, 기본적인 회귀식을 기반으로 한 순서형 프라빗모형은 (식 2)와 같이 표현할 수 있다.

y i * = x i' β + ε i ε i ~ N (0, 1), ∀ i = 1, …, N .

(식 2)

여기서 $y i *$ 는 잠재효용으로 이 효용은 측정이 가능한 효용 $(x i' β)$ 과 측정이 불가능한 효용(ε_i)으로 나눌 수 있다. 즉, 주거만족에 영향을 주는 다양한 요인들을 측정이 가능한 효용함수로 표현할 수 있으며 이는 (식 1)과 같다. 이때, $y i *$ 는 관측이 불가능하기 때문에, 관측된 순서형 변수인 y_i를 통해서 추정이 가능하다. 본 연구에서는 주거만족도를 1~4점 척도로 측정했기 때문에 아래의 식과 같이 표현이 가능하다.

y i = {1 if − ∞ ≤ y i * ≤ μ 0 2 if μ 0 ≤ y i * ≤ μ 1 3 if μ 1 ≤ y i * ≤ μ 2 4 if μ 2 ≤ y i * ≤ ∞

(식 3)

여기서 사용된 μ값들은 β를 추정하면서 함께 추정할 수 있는 임계값(threshold)이라 한다. 이를 활용해, 각 순서별 확률식은 아래식과 같이 표현이 가능하다.

P (y i = 1) = ∫ − ∞ − x i β f (ε i) d ε i = ϕ (− x i β) P (y i = 2) = ∫ − x i β μ 1 − x i β f (ε i) d ε i = ϕ (μ 1 − x i β) − ϕ (− x i β) P (y i = 3) = ∫ μ 1 − x i β μ 2 − x i β f (ε i) d ε i = ϕ (μ 2 − x i β) − ϕ (μ 1 − x i β) P (y i = 4) = ∫ μ 2 − x i β ∞ f (ε i) d ε i = 1 − ϕ (μ 2 − x i β)

(식 4)

프라빗 모형은 최소자승법(OLS)으로는 추정이 불가능하기 때문에, 최대우도법(maximum likelihood estimation)을 활용해서 추정하며, 추정된 log-likelihood 값은 다음 식을 통해서 산출된다.

ln L = ∑ i = 1 N ∑ j = 0 m Z i j ln [Φ (μ j − x i β) − Φ (μ j − 1 − x i β)]

(식 5)

여기서 Z_ij = I(y_i=j)는 단위행렬을 의미하고, Φ는 표준정규분포의 누적분포함수(cumulative density function)이며, 앞서 설명한 확률식과 같다. 본 연구에서 사용한 주거만족도에 영향을 미치는 변수들은 앞에서 검토한 선행연구와 데이터의 활용가능성 여부를 고려해서 선정하였으며, 사용된 변수들은 주택물리적요인(주택노후도, 방 개수), 주거환경요인(전반적인 주거환경만족도, 도시공원 및 녹지이용접근성 만족도, 이웃과의 관계 만족도), 주거특성요인(주택점유형태, 주택유형, 주거부담비), 인구통계학적요인(성별, 교육정도)이다. 이때 주의할 점은 세부만족도는 서로 간의 상관관계가 매우 높기 때문에 다중공선성의 문제를 유발할 수 있다. 본 연구에서는 이중에서 다중공선성에 큰 영향을 미치지 않는 특성요인만을 포함하였다.

Ⅳ. 연구결과

1. 기술통계

실증분석에 사용된 변수들의 기술통계 값은 <표 1>과 같다. 설문조사 자료 중 누락된 변수를 제외한 8,213개 표본이 분석에 사용되었다. 전체 표본 중 주택만족도를 4점 척도로 설문한 결과, 1인가구의 주택만족도는 평균 2.89점으로 나타났다. 3점대에는 못 미치지만 대체로 만족한다는 결과를 얻었다. 주택물리적요인 중 1인가구들이 현재 거주하는 주택노후도는 평균적으로 건축된 지 25년 정도 지났고, 방의 개수는 평균 약 2.3개였다. 주거환경요인과 관련된 변수 중 전반적인 주거환경만족도는 평균 2.9점이었다. 또한, 도시공원 및 녹지이용접근성 만족도에 관한 평균은 2.91점으로 나타났다. 그리고 이웃관계 만족도에 관한 평균은 3.08점으로 나타났다.

표 1. 기술 통계

변수	평균	표준편차	최소값	최대값
주거만족도	2.89	0.56	1.0	4.00
주택노후도	25.23	12.83	1.5	40.00
방개수	2.32	0.73	1.0	6.00
전반적인 주거환경만족도	2.90	0.52	1.0	4.00
도시공원 및 녹지이용접근성 만족도	2.91	0.72	1.0	4.00
이웃과의 관계 만족도	3.08	0.52	1.0	4.00
주택점유형태(자가/임대)	0.54	0.50	0.0	1.00
주택유형(아파트)	0.38	0.49	0.0	1.00
주택유형(연립, 다세대)	0.12	0.33	0.0	1.00
주거부담비	0.17	0.20	0.0	7.03
여성	0.67	0.47	0.0	1.00
교육(대졸 이상)	0.17	0.37	0.0	1.00
샘플수	8,213

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주택의 점유형태는 자가일 경우 1, 임대일 경우 0으로 구성하였고, 평균적으로 자가비율이 54%인 것으로 확인되었다. 그리고 주택유형의 경우 아파트 변수와 연립 및 다세대주택변수로 각각 구성하였다. 따라서 아파트 변수의 경우 아파트일 경우 1, 다른 주택일 경우 0으로 구성하였고, 1인가구 중 아파트를 가진 비율은 평균적으로 38%였다. 그리고 연립 및 다세대주택변수의 경우 연립 및 다세대주택에 살고 있는 경우 1, 아닌 경우 0으로 구성하였고, 1인가구 중 연립 및 다세대 주택에 살고 있는 비율은 평균적으로 12%로 나타났다. 1인가구의 주거부담비율은 평균적으로 17%로 나타났다. 인구통계학적 요인을 살펴보면 1인가구 중 여성의 비율이 평균적으로 1%로 매우 낮았고, 대졸 이상인 1인가구의 비율은 평균적으로 17%로 나타났다.

2. 실증분석결과

1) 실증분석 결과(전체모형)

본 연구는 앞에서 설명한 순서형프라빗 모형을 활용해 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인에 관해서 실증적인 분석을 진행하였다. <표 2>는 그 결과를 보여준다. 실증분석의 일관성을 검증하기 위해 OLS와 프라빗 모형을 활용해 계수 값을 추정하였으며, 변수들의 유의성과 부호가 일관된 것으로 보아 모형이 안정적으로 구축되었다고 판단할 수 있다. 결과의 해석은 Probit 모형을 기반으로 하도록 한다.

표 2. 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인 분석결과

		OLS	Probit
주택 물리적 요인	주택노후도	-0.0127^*** (0.0004)	-0.0391^*** (0.0014)
주택 물리적 요인	방개수	0.0333^*** (0.0080)	0.0974^*** (0.0231)
주거 환경 요인	전반적인 주거환경 만족도	0.3860^*** (0.0108)	0.9680^*** (0.0310)
	도시공원 및 녹지이용접근성 만족도	0.0668^*** (0.0075)	0.1945^*** (0.0216)
	이웃과의 관계 만족도	0.1412^*** (0.0103)	0.3936^*** (0.0294)
주거 특성 요인	점유형태(자가, 임대)	0.0387^*** (0.0124)	0.1203^*** (0.0359)
	주택유형(아파트)	0.0338^*** (0.0116)	0.1124^*** (0.0346)
	주택유형(연립, 다세대)	-0.0852^*** (0.0160)	-0.2397^*** (0.0459)
	주거부담비율	-0.0197 (0.0267)	-0.0659 (0.0778)
인구 통계학적 요인	여성	0.0231 (0.0569)	0.1246 (0.1643)
인구 통계학적 요인	교육(대졸 이상)	0.0419^*** (0.0142)	0.1344^*** (0.0424)
상수		1.3523^*** (0.0431)
지역고정효과		No	Yes
샘플수		8,213	8,213
Pseudo R²		0.3614	0.2636
Log likelihood			-4,998.28
LR chi²			3,577.83

^* 주 : 1) p<0.1,

^** p<0.05,

^*** p<0.01; std. errors are in parentheses.

2) OLS, ordinary least square estimator.

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일반적인 연구들에서 진행한 것처럼, 1인가구 전체를 대상으로 분석한 결과를 살펴보면, 주택물리적 요인의 경우, 주택노후도와 방의 개수에 대한 변수 모두 통계적으로 유의한 결과를 나타냈다. 예상한 대로, 주택이 노후화될수록 1인가구의 주거만족도는 감소하는 것으로 나타났고, 방의 개수가 증가할수록 1인가구의 주거만족도는 높아지는 것을 알 수 있었다. 또한, 주거환경요인 변수들도 모두 통계적으로 매우 유의한 결과를 보여주었다. 다시 말하면, 전반적인 주거환경만족도, 도시공원 및 녹지이용접근성 만족도, 이웃과의 관계 만족도가 높을수록 1인가구의 주거만족도가 높아지는 것을 알 수 있다.

주거특성요인을 살펴보면, 주거부담비율을 제외한 모든 변수가 통계적으로 유의하게 나타났다. 1인가구들은 자가일수록, 아파트에 살수록 주거만족도가 높아지는 것으로 나타난 반면, 연립 및 다세대주택에 살수록 주거만족도는 낮아지는 것으로 나타났다. 이는, 우리나라의 경우 편리성과 입지적 특성으로 인해 아파트에 사는 것이 더 선호되는 경향이 보이기 때문에 1인가구의 경우에도 동일한 결과가 나온 것으로 판단된다. 인구통계학적요인을 살펴보면 1인가구는 성별에 따라서 주거만족도에 큰 차이가 나타나지 않는 것으로 나타났고, 고학력(대졸 이상)일수록 1인가구의 주거만족도가 높아지는 것으로 나타났다. 이는 국내의 1인가구의 주거환경은 특정 성별의 만족도를 더 높여주는 방향으로 구성되어 있지 않기 때문으로 판단할 수 있다. 반면, 학력이 높을수록, 소득이 높을 확률이 높기 때문에 그에 따른 주거환경이 양호한 가능성이 높기 때문으로 판단된다.

2) 실증분석결과(연령별)

1인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 요인은 연령에 따라 달라질 수 있다. 그 이유는 연령에 따라서 경제적 여건과 삶의 방식이 다르기 때문이다. 예를 들어, 같은 1인가구라 할지라도, 청년들은 문화와 여가 접근성이 좋은 곳을 선호하는 반면, 노인들은 주거환경이 쾌적하고, 의료서비스의 접근성이 좋은곳을 선호하는 경향이 있다(손경민·진장익, 2020). 따라서 본 연구에서는 연령별(청년층, 노인층)로 1인가구를 구분하여 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인에 대해서 분석을 진행하였다. 청년층 1인가구는 19세 이상 35세 미만의 나이를 기준으로 분류했고, 노인층 1인가구는 65세 이상의 나이를 기준으로 분류하였다. <표 3>은 연령별 모형의 결과를 보여준다.

표 3. 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인 실증분석(연령별)

	노인		청년
	OLS	Probit	OLS	Probit
주택노후도	-0.0132^*** (0.0006)	-0.0398^*** (0.0019)	-0.0094^*** (0.0013)	-0.0354^*** (0.0052)
방개수	0.0426^*** (0.0104)	0.1188^*** (0.0291)	0.0181 (0.0239)	0.0790 (0.0902)
주거환경 만족도	0.4001^*** (0.0142)	0.9713^*** (0.0391)	0.3207^*** (0.0337)	0.9664^*** (0.1223)
도시공원 및 녹지이용 접근성 만족도	0.0604^*** (0.0098)	0.1724^*** (0.0270)	0.0609^*** (0.0232)	0.1913^** (0.0852)
이웃과의 관계 만족도	0.1337^*** (0.0138)	0.3636^*** (0.0380)	0.2032^*** (0.0298)	0.6563^*** (0.1081)
점유형태(자가, 임대)	0.0312^* (0.0174)	0.0955^** (0.0485)	0.1239^** (0.0510)	0.4564^** (0.1907)
주택유형(아파트)	0.0396^** (0.0159)	0.1360^*** (0.0457)	-0.0281 (0.0378)	-0.0691 (0.1410)
주택유형(연립, 다세대)	-0.1085^*** (0.0221)	-0.2971^*** (0.0608)	-0.0176 (0.0441)	-0.0570 (0.1644)
주거부담비율	-0.0405 (0.0371)	-0.1306 (0.1051)	0.0203 (0.1027)	0.1495 (0.4032)
여성	-0.0138 (0.0785)	0.0051 (0.2153)	-0.1856 (0.3862)	-0.7309 (1.6846)
교육(대졸 이상)	0.0232 (0.0403)	0.1068 (0.1135)	0.1001^*** (0.0328)	0.3484^*** (0.1247)
상수	1.3628^*** (0.0601)		1.3147^*** (0.1233)
지역고정효과	No	Yes	No	Yes
샘플수	5,035	5,035	679	679
Pseudo R²	0.3439	0.2471	0.3629	0.3055
Log Likelihood		-3,180.22		-324.83
LR Chi²		2,087.41^***		285.84^***

^* 주 : 1) p<0.1,

^** p<0.05,

^*** p<0.01; std. errors are in parentheses.

2) OLS, ordinary least square estimator.

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노인층과 청년층의 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인에 대한 실증분석결과를 비교해보면, 주거환경요인들은 노인층과 청년층의 1인가구 주거만족도에 모두 통계적으로 유의한 결과를 얻었다. 즉, 전반적인 주거환경만족도, 도시공원 및 녹지이용접근성 만족도, 이웃과의 관계 만족도가 높아질수록 노인과 청년 1인가구의 주거만족도를 높이는 결과를 보여주었다. 하지만 계수 값을 살펴보면, 청년층에서 주거환경요인들의 계수 값이 더 큰 값을 가지는 것을 알 수 있다. 반면에, 주택물리적요인에서는 방개수와 관련된 결과가 통계적으로 다르게 나타났다. 청년 1인가구에서는 방의 개수가 주거만족도에 영향을 미치지 않았지만, 1인가구 노인층에서는 방의 개수가 많을수록 주거만족도가 높아지는 것을 알 수 있었는데, 이는 노인일수록 짐이 많고, 가정을 꾸리다가 1인가구가 된 경우가 많기 때문에 집의 규모가 청년 1인가구보다는 다소 큰 경향이 있기 때문으로 판단된다.

주거특성요인에서도 아파트와 연립 및 다세대주택 변수의 경우 노인 1인가구에서만 통계적으로 유의한 결과를 얻었다. 즉, 1인가구 노인들일수록 아파트에 살면 주거만족도가 높아진 반면, 연립 및 다세대주택에 살면 주거만족도가 낮아지는 결과가 나타났다. 이 역시 앞에서의 해석과 맥락을 같이 한다. 인구통계학적 요인을 살펴보면 청년층 1인가구에서만 고학력일수록 주거만족도가 높아지는 것을 알 수 있었다. 분석결과를 요약하면, 주거환경요인은 청년과 노인 1인가구의 주거만족도를 모두 상승시키지만, 청년층의 경우 주거환경요인에 영향을 더 많이 받는 것을 알 수 있었고, 노인 1인가구의 주거만족도는 주택특성(방개수, 아파트 여부, 연립 및 다세대주택 여부)에 영향을 받는 것으로 나타났다.

3) 실증분석결과(지역별)

1인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 요인은 지역에 따라 달라질 수 있다. 그 이유는 지역에 따라서, 주택시장의 상황, 경제적 여건, 1인가구의 삶의 방식이 다르기 때문이다. 따라서 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인들은 지역에 따라서 다를 수 있다. 본 연구에서는 지역별을 크게 수도권과 비수도권로 나누어 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인에 대해서 분석을 진행하였다. 서울, 경기, 인천의 세 지역을 수도권으로 분류했고, 그 외 지역을 비수도권으로 분류하였다. <표 4>는 지역별 모형의 결과를 보여준다.

표 4. 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인 실증분석(지역별)

	수도권		비수도권
	OLS	Probit	OLS	Probit
주택노후도	-0.0126^*** (0.0008)	-0.0388^*** (0.0026)	-0.0127^*** (0.0005)	-0.0396^*** (0.0052)
방개수	0.0214 (0.0154)	0.0501 (0.0453)	0.0375^*** (0.0092)	0.1127^*** (0.0270)
전반적인 주거환경만족도	0.3984^*** (0.0187)	0.9940^*** (0.0554)	0.3805^*** (0.0132)	0.9752^*** (0.0379)
도시공원 및 녹지이용접근성 만족도	0.1075^*** (0.0136)	0.3186^*** (0.0397)	0.0459^*** (0.0091)	0.1336^** (0.0261)
이웃과의 관계 만족도	0.1893^*** (0.0184)	0.5263^*** (0.0536)	0.1095^*** (0.0125)	0.3137^*** (0.0358)
점유형태(자가, 임대)	0.0153 (0.0226)	0.0450 (0.0663)	0.0429^*** (0.0151)	0.1447^** (0.0439)
주택유형(아파트)	0.0576^** (0.0233)	0.2088^*** (0.0697)	0.0294^** (0.0136)	0.0886^** (0.04089)
주택유형(연립, 다세대)	-0.0567^** (0.0241)	-0.1511^** (0.0701)	-0.0744^*** (0.0251)	-0.2326^*** (0.0730)
주거부담비율	-0.0356 (0.0356)	-0.1224 (0.1007)	-0.0092 (0.0412)	-0.0093 (0.1241)
여성	-0.0206 (0.1238)	0.0248 (0.4007)	0.0349 (0.0639)	0.1382 (0.1808)
교육(대졸 이상)	0.0519^** (0.0227)	0.1530^** (0.0679)	0.0297 (0.0184)	0.1067^* (0.0551)
상수	1.0626^*** (0.0766)		1.5227^*** (0.0529)
지역고정효과	No	Yes	No	Yes
샘플수	2,412	2,412	5,801	5,801
Pseudo R²	0.4433	0.3176	0.3252	0.2429
Log Likelihood		1,456.47		-3,513.49
LR Chi²		1,355.87		2,255.07

^* 주 : 1) p<0.1,

^** p<0.05,

^*** p<0.01; std. errors are in parentheses.

2) OLS, ordinary least square estimator.

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지역별 모형의 경우, <표 2>에서 제시한 전체모형의 결과와 대체로 유사한 결과가 나타났다. 예를 들어, 전반적인 주거환경만족도, 도시공원 및 녹지이용접근성 만족도, 이웃과의 관계 만족도, 아파트 여부, 교육수준은 1인가구 주거만족도에 정(+)의 방향으로 유의한 것으로 나타났고, 주택노후도와 연립 및 다세대주택 여부는 수도권과 비수도권 지역에 상관없이 1인가구 주거만족도에 음(‒)의 방향으로 유의한 것으로 나타났다.

하지만 수도권과 비수도권 결과의 차이점을 살펴보면, 방의 개수가 수도권 지역에서는 1인가구의 주거만족도에 영향을 미치지 않지만, 비수도권 지역에서는 방의 개수가 많을수록 1인가구의 주거만족도가 높아지는 것을 확인할 수 있었다. 또한, 주택의 점유형태에서도 수도권에서는 현재 거주하는 주택이 자가인 경우, 1인가구 주거만족도에 영향을 미치지 않았지만, 비수도권에서는 현재 거주하는 주택이 자가인 경우, 1인가구의 주거만족도를 높이는 것을 통계적으로 확인할 수 있었다.

이러한 이유는 주택시장에서 나타나는 수도권과 비수도권의 차이 때문일 수도 있다. 수도권에서는 주택의 가격이 높아, 1인가구의 소득으로 주택을 매입하거나 넓은 곳에 거주하는 것이 쉽게 이루어질 수 없는 상황이기 때문에 주거만족도에 영향을 미치지 않을 수 있지만, 비수도권에서는 주택가격의 수준과 상승의 폭이 수도권에 비해 크지 않기 때문에 주택을 매입하거나 넓은 곳에 거주하는 것이 수도권보다 어렵지 않다고 판단된다. 따라서 이러한 차이로 1인가구에 대한 주택의 물리적 특성과 점유형태의 영향력이 지역별로 다르게 나타날 수 있다고 판단된다.

4) 실증분석결과(소득별)

앞서 언급했듯이 소득별(고소득, 저소득)로 나누어 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인에 대해서 분석을 진행하였다. <그림 1>은 1인가구의 소득의 히스토그램을 보여준다. 가구소득은 최소 4만 원에서 최대 1,100만 원으로 분포하고 있으며, 하위구간의 분포가 가장 높은 것으로 나타났다. 가구소득은 고소득과 저소득을 구분하는 기준은 다양할 수 있으나, 본 연구에서는 선행연구를 참고해서, 고소득과 저소득을 각각 소득별 상위 20%와 하위 20%를 대상으로 구분하였다. 고소득에 해당하는 가구는 230만 원 이상으로, 저소득에 해당하는 가구는 58만 원 이하로 구분되었다.

그림 1. 1인가구 소득 분포

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<표 5>는 그 결과를 보여준다. 대부분의 변수들은 계수값에 있어서는 약간의 차이를 보이긴 했지만, 전체모형의 결과와 유사한 것으로 나타났다. 예를 들어, 전반적인 주거환경만족도, 도시공원 및 녹지이용접근성 만족도, 이웃과의 관계 만족도는 <표 2>에서 살펴본 결과와 동일하게 1인가구의 주거만족도에 정(+)의 방향으로 영향을 주는 것으로 나타났으며, 주택노후도와 연립 및 다세대주택 여부는 부(‒)의 방향으로 영향을 주는 것으로 나타났다.

표 5. 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인 실증분석(소득별)

	고소득		저소득
	OLS	Probit	OLS	Probit
주택노후도	-0.0106^*** (0.0008)	-0.0362^*** (0.0030)	-0.0163^*** (0.0012)	-0.0454^*** (0.0034)
방개수	0.0345^** (0.0158)	0.1195^** (0.0529)	0.0276 (0.0204)	0.0674 (0.0508)
전반적인 주거환경만족도	0.3406^*** (0.0220)	0.9671^*** (0.0718)	0.4191^*** (0.0262)	0.9406^*** (0.0670)
도시공원 및 녹지이용접근성 만족도	0.0875^*** (0.0155)	0.2793^*** (0.0509)	0.0472^*** (0.0172)	0.1336^** (0.0261)
이웃과의 관계 만족도	0.1700^*** (0.0199)	0.5045^*** (0.0645)	0.1278^*** (0.0260)	0.1291^*** (0.0435)
점유형태(자가, 임대)	0.0652^** (0.0280)	0.2202^** (0.0926)	0.0464 (0.0307)	0.1194 (0.0781)
주택유형(아파트)	-0.0676^*** (0.0244)	-0.2361^*** (0.0814)	0.1395^*** (0.0310)	0.4119^*** (0.0831)
주택유형(연립, 다세대)	-0.0871^*** (0.0313)	-0.2664^** (0.1021)	-0.0609 (0.0420)	-0.1834^*** (0.1059)
주거부담비율	-0.0110 (0.1250)	-0.0016 (0.4098)	-0.0173 (0.0414)	-0.0751 (0.1060)
여성	0.0479 (0.0934)	0.1988 (0.2995)	0.2250 (0.2043)	0.6126 (0.5782)
교육(대졸 이상)	0.0409^* (0.0212)	0.1331^* (0.0705)	-0.1634^* (0.0924)	-0.4489^* (0.2348)
상수	1.3379^*** (0.0837)		1.3995^*** (0.1116)
지역고정효과	No	Yes	No	Yes
샘플수	1,718	1,718	1,645	1,645
Pseudo R²	0.3438	0.2706	0.3761	0.2589
Log Likelihood		-928.68		-1,130.75
LR Chi²		689.23		789.86

^* 주 : 1) p<0.1,

^** p<0.05,

^*** p<0.01; std. errors are in parentheses.

2) OLS, ordinary least square estimator.

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하지만, 앞선 분석에서 지역별로 1인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 요인들에 차이가 났던 것처럼, 소득별로도 차이가 나는 요인들이 존재했다. 우선적으로, 방의 개수가 많을수록, 그리고 현재 거주하는 주택이 자가일 경우, 고소득 1인가구의 주거만족도는 상승하지만, 저소득 1인가구의 주거만족도와는 관련이 없었다. 주택유형에 있어서는 상반된 결과가 나타났는데, 현재 아파트에 거주할 경우, 고소득 1인가구의 주거만족도는 감소하지만, 저소득 1인가구의 주거만족도는 상승하는 결과가 나타났다. 고소득 1인가구는 안정적이고 넓은 주택에 거주하는 것이 주거만족도를 상승시키는 데 영향을 미친다고 판단되고, 저소득 1인가구는 편리성과 입지적 특성으로 인해 아파트에 거주하는 것이 주거만족도를 높이는 데 영향을 미친다고 할 수 있다. 마지막으로 개인적인 특성을 살펴보면, 고학력일수록 고소득 1인가구의 주거만족도는 증가하였지만, 저소득 1인가구의 주거만족도는 감소하는 것으로 나타났다.

Ⅴ. 연구결과 및 정책적 시사점

저출산 고령화로 인해 우리나라의 인구는 2020년을 기점으로 줄어들기 시작하고 있다. 그럼에도 불구하고, 1인가구는 급증하고 있다. 여러 가지 원인이 있겠지만, 비혼자수의 증가 및 혼인 연령의 증가, 이혼비중의 증가 등으로 인해 1인가구는 앞으로도 증가할 것으로 전망되고 있다. 정부는 증가하는 1인가구에 대한 주거지원 정책을 펴고 있지만, 여전히 1인가구의 주거실태가 어떠한지, 어떠한 수준인지에 대한 파악이 미진한 상황이다. 또한, 어떠한 요인들이 1인가구의 주거만족도에 큰 영향을 주고 있는지에 대해서도 학술적인 연구가 미흡하다. 본 연구는 급증하는 1인가구의 주거문제를 해결하기 위해 1인가구의 주거만족도에 미치는 영향요인을 파악하는 것을 그 목적으로 하였다. 특히, 1인가구의 주거만족도에 영향을 미치는 요인들을 지역별, 연령별, 소득별로 세분화해서 살펴보았으며, 각 그룹의 차별적인 영향요인들을 실증적으로 규명하고자 했다.

본 연구의 결과는 다양하지만, 중요한 결과들을 요약하면 다음과 같다. 첫째, 주거환경요인인 전반적인 주거환경만족도, 도시공원 및 녹지이용접근성 만족도, 이웃과의 관계 만족도가 높을수록 1인가구의 주거만족도가 높아지는 것을 알 수 있다. 둘째, 주택특성요인에서 방의 개수가 증가할수록, 아파트에 살수록 1인가구 주거만족도가 높아지는 것으로 나타났다. 셋째, 주택이 노후화될수록 그리고 연립 및 다세대주택에 살수록, 1인가구의 주거만족도는 감소하는 것으로 나타났다. 넷째, 하지만, 이 모든 결과들이 연령, 지역, 그리고 소득에 따라서 차별적으로 나타났다.

차별적인 점을 요약하면 다음과 같다. (1) 주거환경요인은 청년과 노인 1인가구의 주거만족도를 모두 상승시키지만, 청년층의 경우 주거환경요인에 영향을 더 많이 받는 것을 알 수 있었고, 노인 1인가구의 주거만족도는 주택특성(방개수, 아파트 여부, 연립 및 다세대주택 여부)에 영향을 받는 것으로 나타났다. (2) 수도권 지역에서는 방의 개수가 1인가구의 주거만족도에 영향을 미치지 않지만, 비수도권 지역에서는 방의 개수가 많을수록 1인가구의 주거만족도가 높아지는 것을 확인할 수 있었다. 또한, 주택의 점유형태에서도 수도권에서는 현재 거주하는 주택이 자가인 경우, 1인가구 주거만족도에 영향을 미치지 않았지만, 비수도권에서는 현재 거주하는 주택이 자가인 경우, 1인가구의 주거만족도를 높이는 것을 확인할 수 있었다. (3) 소득별 분석결과에서는 방의 개수가 많을수록, 그리고 현재 거주하는 주택이 자가일 경우, 고소득 1인가구의 주거만족도는 상승시키지만, 저소득 1인가구의 주거만족도에는 영향을 미치지 않았다. 주택유형에 있어서는 상반된 결과가 나타났는데, 현재 아파트에 거주할 경우 고소득 1인가구의 주거만족도는 감소시키지만, 저소득 1인가구의 주거만족도는 상승시키는 결과가 나타났다.

본 연구에서 나타난 결과들은 다양한 정책적인 시사점을 던져준다. 1인가구의 주거만족도를 향상시키기 위한 주거지원정책은 연령별, 지역별, 소득별로 차별화되어야 하는데, 그 이유는 연령별, 지역별, 소득별로 1인가구의 삶의 패턴, 삶의 방식, 여건 등이 다르기 때문이다. 특히, 분석결과 연령적인 측면을 고려할 때, 1인가구 주거지원제도에 있어서 노인 1인가구의 경우 선호하는 주택의 특성(방의 개수, 주택유형)에 초점을 맞추어 주거지원정책이 필요하고, 청년 1인가구의 경우는 주택특성보다는 주거환경과 입지적특성을 고려하여 주거지원정책이 필요함을 알 수 있었다. 또한, 지역별 분석결과를 살펴보면, 지역별 주택시장을 고려한 1인가구 주택정책이 필요하다고 판단된다. 마지막으로, 소득별 측면을 고려하였을 때, 저소득층 주거지원정책의 경우, 입지적 편리성을 갖춘 곳에 공공임대주택을 입지시키는 주거지원정책이 필요함을 알 수 있었다.

본 연구를 통해서 다양한 결과와 시사점을 제시하고자 했지만, 여러 가지 한계점도 있음을 밝혀둔다. 첫째, 본 연구는 2020년 주거실태조사자료를 활용했다. 2020년은 코로나 기간이기 때문에 코로나의 영향력이 1인가구 주거설문에 영향을 주었을 가능성을 배제할 수 없다. 그럼에도 불구하고, 가장 최신자료를 활용하기 위해서 연구를 진행하려고 했으며, 한계점은 추후 다양한 시점의 연구비교를 통해서 검증될 필요가 있다. 둘째, 본 연구는 지역별 차이를 수도권과 비수도권으로 한정해서 살펴보았다. 비수도권이라고 하더라도 광역시와 도시들을 포함하기 때문에 1인가구 주거만족도는 달라질 수 있다. 따라서 향후에는 지역을 더욱 세분화해서 1인가구 주거만족도에 영향을 미치는 요인들을 살펴볼 필요가 있다. 셋째, 주거만족도에 영향을 주는 변수 중에서 주택가격요인도 큰 비중을 차지한다. 하지만, 대부분의 1인가구는 주택을 소유하지 못한 임차가구이기 때문에 이를 포함하지 않았다. 추후에는 주택을 소유한 집단과 그렇지 못한 집단 간의 차이에 관한 연구도 진행되기를 희망한다.

Notes

^* 이 논문은 성결대학교 교내연구과제와 관련되어 수행되었음.

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순서형 프라빗 모형 기반 1인가구 주거만족도 영향 요인 분석*:

국문초록

Abstract

Ⅰ. 서론

Ⅱ. 선행연구

Ⅲ. 연구방법

Ⅳ. 연구결과

Ⅴ. 연구결과 및 정책적 시사점

Notes

참고문헌

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