재정패널조사 자료를 이용한 주택연금의 가입 의사결정 분석

본 연구에서 세부적 의사결정을 분석하는 주택연금의 가입요건은 연령, 대상주택 및 보유주택수로 구분된다.

먼저, 2007년의 시행 이후 주택연금의 가입연령은 본인·배우자가 모두 65세 이상(2007년) → 본인·배우자가 모두 60세 이상(2009년) → 본인이⁸⁾ 60세 이상(2013년) → 본인 또는 배우자가 60세 이상(2016년) → 본인 또는 배우자가 55세 이상(2020년)으로 지속적으로 확대되었다.⁹⁾¹⁰⁾ 또한, 가입대상주택도 실지거래가액 6억 원 이하인 주택(2007년) → 실지거래가액 9억 원 이하인 주택(2008년) → 공시가격이 9억 원 이하인 주택(2021년) → 공시가격이 12억 원 이하인 주택(2023년)¹¹⁾으로 지속적으로 확대되었으며,¹²⁾ 보유주택수는 1주택이어야 한다.¹³⁾¹⁴⁾

2025년 6월 말의 누적 기준으로 주택연금의 가입자 수는 143,094명이고, 보증유지 건수, 연금지급액 및 보증공급액은 각각 109,948건, 13조 281억 원 및 144조 9,492억 원이다. 또한, 2024년의 연간 기준으로 연금지급액 및 보증공급액은 각각 2조 6,406억 원 및 19조 4,499억 원이다. 또한, 2025년 6월 말의 가입자의 연령, 월지급금 및 주택가격의 평균은 각각 72세,¹⁵⁾ 124만 원 및 3억 9,400만 원이다. 추가적으로, 가입자의 지급방식과 지급유형에서는 종신지급방식(61.3%)¹⁶⁾ 및 정액형(70.5%)의¹⁷⁾ 비중이 가장 크고, 시도별로는 수도권 가입자가 67.0%를 차지하는 것으로 나타났다.¹⁸⁾

본 연구의 분석내용에 대한 연구가설은 아래와 같다.

<가설 1> 연금의 3층 구조를 통한 소득의 보전액이 커질수록 보충적 소득보장을 위한 주택연금의 가입 가능성은 낮아진다.

<가설 2> 가구주의 기대여명이 길어질수록 주택연금의 가입 가능성은 높아진다.

<가설 3> 가입대상주택의 가격은 주택연금의 가입 가능성에 미치는 영향이 있다.

<가설 4> 가구주의 위험회피성향은 주택연금의 가입 가능성에 미치는 영향이 있다.

<가설 5> 가구주의 조세제도 인식은 주택연금의 가입 가능성에 미치는 영향이 있다.

<가설 6> 가구주의 복지제도 인식은 주택연금의 가입 가능성에 미치는 영향이 있다.

먼저, <가설 1>은 선진국들과 다르게 공적연금의 미성숙에 따른 제도적 공백이 크고, 개인연금도 충분히 활성화되지 않은 상황에서 가구 자산에서 차지하는 높은 주택 비중을 반영해서 주택연금을 통해 보충적 노후소득보장 기능이 원활하게 수행되는지를 확인하는 것이다. 즉, 선진국들은 재정건전성의 문제점으로 인한 공적연금의 기능 약화를 사적연금의 강화를 통해 보완하는 정책을 추진하고, 이를 위해 조세혜택 등의 정책적 지원을 제공하지만 개인연금을 통해 축적된 재원이 부족한 우리나라의 경우에는 은퇴한 고령층에 대해 연금의 3층 구조를 통해 동(同)기능을 충분히 수행하는 것에 한계점이 있는 것이다. 따라서, 선행연구(백혜연 외, 2018; 송인호, 2017; 전성주 외, 2015; 최경진·임병권, 2019)와¹⁹⁾ 같이 우리나라의 고령층의 현황을 고려해서 보유자산의 대부분을 차지하는 주택을 활용한 보충적인 소득보장 강화의 현실적 필요성이 매우 큰데, <가설 1>은 대상자들의 가입 의사결정에 이와 같은 측면이 반영되었는지를 확인하는 것이다. 즉, 연금의 3층 구조를 통한 소득이 많을수록 주택연금을 통한 보충적 소득보장 강화의 필요성과 이를 반영한 가입 가능성은 낮아질 것으로 예상되는데, <가설 1>은 이러한 인과관계가 타당한 것인지를 확인하는 것이다.

다음으로, <가설 2>는 급격하게 진행되는 인구 고령화 및 절대인구의 감소에 대응해서 퇴직연금 적립금의 연금 전환과 함께 개인연금의 가입 활성화를 통해 불충분한 공적연금의 노후소득보장 기능을 보완해야 하는 시급한 필요성에도 불구하고 선행연구(이경희·전병욱, 2020; Drinkwater et al., 2004; Redhead, 2008)²⁰⁾와 같이 기대여명을 과소 인식하는 경우에는 연금 수요를 낮추는 요인이 될 수 있는데, 주택연금의 가입 의사결정에서도 이와 같은 기대여명에 대한 주관적 인식이 영향을 미치는지를 확인하는 것이다. 즉, 가구 자산의 높은 주택 비중과 함께 재산 보전과 상속을 위한 심리적인 주택 의존도가 높은 우리나라에서 기대여명이 낮은 경우에는 주택연금을 통한 보충적 소득보장의 강화 필요성이 상대적으로 작고, 이것을 반영해서 주택연금의 가입 가능성이 낮은 반면 기대여명이 충분히 높은 경우에는 상속까지 포함한 최적 의사결정에 따라 반대의 경로를 통한 가입 가능성이 높을 것으로 예상되는데, <가설 2>는 가입 의사결정에서 개인적 특성인 가구주의 기대여명이 영향을 미쳤는지를 확인하는 것이다.

다음으로, <가설 3>은 가입대상주택의 가격이 주택연금의 가입에 영향을 미쳤는지에 대해 확인하는 것이다. 즉, 주택연금의 연금액은 가입 당시의 가입자의 연령 및 주택가격이 높을수록 커지고(한국주택금융공사, 2025a), 주택가격이 변동되더라도 당초 가입시점에 결정된 월지급금으로 가입기간 동안 계속하여 수령하게 되는데(한국주택금융공사, 2025a), 이들 중 계속해서 변동하는 가입대상주택의 가격이 주택연금의 가입 의사결정에 어떤 영향을 미쳤는지를 확인하는 것이다. 구체적으로, 주택담보대출과 주택연금의 상환액 차이로 계산한 주택연금의 제공 혜택은 가입 당시의 연령과 함께 주택가격이 높을수록 커지고(남영우, 2024),²¹⁾ 주택연금의 가입·해지 예측에서 주택가격변동률이 중요한 요인인데(임병권·장한익, 2024), <가설 3>은 대상자들의 가입 의사결정에 외생적인 가입대상주택의 가격이 영향을 미쳤는지를 확인하는 것이다.

추가적으로, <가설 4>, <가설 5>, <가설 6>은 경제적 의사결정에 영향을 미칠 수 있는 기대여명 외의 가구주의 주관적 인식이 가입에 영향을 미쳤는지를 확인하는 것이다. 먼저, <가설 4>는 선행연구(신유정·전병욱, 2019; Carnes et al., 1996; Roberts, 1998)²²⁾와 같이 경제적 의사결정에서 사람들은 일반적으로 위험부담을 회피하려는 경향을 가지는 반면 위험성이 게재되기는 하지만 일단 성공했을 경우의 보상이 큰 경우에는 기꺼이 위험을 부담하기도 하는데, 보유 주택의 상실과 노후의 안정적 현금흐름의 대가관계에서 주택연금의 가입 의사결정에 이와 같은 위험회피성향이 어떤 영향을 미쳤는지를 확인하는 것이다. 즉, 주관적 특성인 가구주의 위험회피성향에 따라 주택연금의 가입에 따른 동(同)대가관계 변동에 대한 인식이 달라질 수 있기 때문에 가입 가능성에도 영향을 미칠 수 있는데, <가설 4>는 이와 같은 인과관계가 타당한 것인지를 확인하는 것이다.

다음으로, <가설 5> 및 <가설 6>은 선행연구(금종예·금현섭, 2017; 양종민, 2020)²³⁾와 같이 대상자의 조세제도에 대한 주관적 인식(경제적 능력을 고려한 조세부담의 수준) 및 복지제도에 대한 주관적 인식(조세부담을 고려한 상대적 혜택 수준)이 긍정적일수록 주택연금을 통한 보충적인 노후소득보장 기능의 강화 필요성을 작게 생각할 수 있는 반면 이들 인식이 부정적일수록 개인적 차원의 보충적인 소득보장 강화의 필요성을 크게 생각해서 주택연금에 더욱 적극적으로 가입할 것으로 예상할 수 있는데, 주택연금에 대한 대상자의 가입 의사결정에 이와 같은 주관적 만족도가 어떤 영향을 미쳤는지의 여부를 확인하는 것이다. 즉, 주관적 특성인 조세제도 및 복지제도에 대한 가구주의 인식에 따라 주택연금에 가입할 경우의 만족도가 달라질 수 있기 때문에 가입 가능성에도 영향을 미칠 수 있는데, <가설 5> 및 <가설 6>은 이와 같은 인과관계가 타당한 것인지를 확인하는 것이다.

(식 1)은 앞선 절에서 정리한 연구가설을 검정하기 위한 연구모형이다.

HPEN: 개별 연도별로 주택연금의 가입 여부를 의미하는 더미변수.

PINC: 주택연금 외의 연금을 통한 소득의 보전액(공적연금·퇴직연금·개인연금의 수령액²⁴⁾÷가구원 수의 제곱근).

LEXP: 자연로그값으로 측정한 가구주의 기대여명(예상수명–현재 연령).

PRC: 가입대상주택 가격²⁵⁾의 자연로그값.

RA: 가구주의 위험회피성향(0~1의 값).

TAX: 조세제도에 대한 가구주의 인식(0~1의 값).

WELL: 복지제도에 대한 가구주의 인식(0~1의 값).

Z: 종속변수에 영향을 미치는 기타 통제변수들.

먼저, (식 1)의 종속변수인 분석대상기간(2016년~2023년)의 주택연금 가입 여부(HPEN)는 동(同)기간에 가입요건을 만족하는 대상가구 중에서 주택연금에 새롭게 가입하거나 계속 가입 상태인 가구에게 1의 값을 부여하고, 이와 반대로 해지하거나 계속 미가입 상태인 가구에게 0의 값을 부여하는 더미변수이다. 즉, 주택연금은 가입 이후의 해지 및 재가입이 가능하기 때문에²⁶⁾ 설명변수들의 수준 및 특성은 가입 상태(HPEN=1) 및 미가입 상태(HPEN=0)에 상반된 영향을 미치는 것이다.

다음으로, 주된 설명변수 중에서 주택연금을 제외한 연금의 3층 구조를 통한 소득의 보전액(PINC)은 가구원들의 공적연금 및 퇴직연금과 함께 주택연금 외의 개인연금의 수령액의 합계액을 차별적인 가구별 가구원 구성을 반영하기 위해 일반적인 동등화지수(equivalence scale elasticity)의 적용방식인 가구원 수의 제곱근으로 나눈 값으로 계산하였다.²⁷⁾

다음으로, 가구주의 기대여명의 자연로그값(LEXP)은 안정된 소득이 요구되는 노후기간에 대한 개인적 예상을 나타내는 변수인데, 기간 증가에 따른 체감적 영향을 반영해서 자연로그값으로 측정하였다. 다음으로, 가입대상주택 가격의 자연로그값(PRC)은 주택연금의 연금액 계산과 함께 가입에 따른 기회비용을 반영하는 변수인데, 역시 금액 증가에 따른 체감적 영향을 반영해서 자연로그값으로 측정하였다.

다음으로, 가구주의 위험회피성향(RA)은 재정패널조사의 16차년도 외의 10차년도 이후의 설문에 대한 답변으로 측정했는데, 이러한 주관적 성향은 단기간에 불변일 것으로 가정해서 16차년도에는 가장 근접한 이전년도와 동일한 값을 적용하였다. 구체적으로, 해당 설문은 1억 원의 원금으로 수익율이 2%인 예금에 투자하는 대안(투자안 A)과 각각 50%의 확률로 수익율이 5% 및 ‒1%인 펀드에 투자하는 대안(투자안 B)에 대하여 각각 얼마씩 투자할지에 대해 투자안 A-투자안 B의 순으로 “0원~1억 원”, “1,000만 원~9,000만 원”, … “9,000만 원~1,000만 원”, “1억 원~0원”을 ①, ②, …, ⑩, ⑪의 답변으로 답변을 하는 것이다.

즉, 기대수익율이 2%²⁸⁾로 동일한 무위험자산(투자안 A)과 위험자산(투자안 B) 간의 투자자금 배분에서 위험자산에 전액을 투자하는 대안이 ①, 무위험자산에 전액을 투자하는 대안이 ⑪이고, ②~⑩은 분산투자하는 대안인 것이다. 따라서, 1부터 11까지의 값인 답변이 클수록 높은 위험회피성향을 의미하는데, 본 연구의 분석에서는 변수의 표준화를 위해 원래 답변(x) 대신 {(x‒1)/10}로 RA를 계산해서 0부터 1 사이에서 0.1 단위로 측정하는 값 중에서 큰 값일수록 높은 위험회피성향으로 해석하였다.

다음으로, 조세제도에 대한 가구주의 인식(TAX)은 재정패널조사의 9차년도 이후의 설문에 대한 답변으로 측정하였다. 구체적으로, 해당 설문은 “귀하는 본인의 경제적 능력에 비해 세금을 어느 정도 납부한다고 생각하십니까?”의 문항에 대해 “매우 많이 납부한다”, “약간 많이 납부한다”, “ 적절하게 납부한다”, “약간 적게 납부한다”, “매우 적게 납부한다”를 ①, ②, …, ⑤의 답변으로 하는 것이다. 따라서, 1부터 5까지의 값인 답변이 클수록 조세제도에 대한 인식이 긍정적이라고(경제적 능력을 고려한 조세부담 수준을 낮게 인식한다고) 볼 수 있는데, 본 연구의 분석에서는 표준화를 위해 원래 답변(x) 대신 {(x‒1)/4})로 TAX를 계산해서 0부터 1 사이에서 0.25 단위로 측정하는 값 중에서 큰 값일수록 조세제도에 대한 긍정적 인식으로 해석하였다.

마지막으로, 복지제도에 대한 가구주의 인식(WELL)도 역시 재정패널조사의 9차년도 이후의 설문에 대한 답변으로 측정하였다. 구체적으로, 해당 설문은 “귀하는 본인이 납부했던 세금과 비교해 볼 때 정부로부터 받은 혜택의 수준이 어떻다고 생각하십니까?”의 문항에 대해 “매우 높은 수준이다”, “약간 높은 수준이다”, “적절한 수준이다”, “약간 낮은 수준이다”, “매우 낮은 수준이다”를 ①, ②, …, ⑤의 답변으로 하는 것이다. 따라서, 1부터 5까지의 값인 답변이 클수록 복지제도에 대한 인식이 긍정적이라고(조세부담을 고려한 혜택 수준을 높게 인식한다고) 볼 수 있는데, 본 연구에서는 표준화를 위해 원래 답변(x) 대신 {(x‒1)/4}로 WELL을 계산해서 0부터 1 사이에서 0.25 단위로 측정하는 값 중에서 큰 값일수록 복지제도에 대한 긍정적 인식으로 해석하였다.

종속변수에 영향을 미치는 그 밖의 통제변수들(Z)은 재정패널조사 자료를 이용한 실증분석(Jun, 2022)에서 일반적으로 채택하는 가구별 특성인 가구순자산(LNHNA, 주택 외의 가구 자산에서 부채를 차감한 값의 자연로그값), 가구순소득(LNHNINC, 가구 총소득에서 가구 총지출을 차감한 값의 자연로그값),²⁹⁾ 가구원 수(FNUM) 및 수도권 거주 여부(METRO, 가구의 거주지역이 수도권인 경우 1인 더미변수)를 포함했고, 가구주의 특성인 가구주 연령(AGE), 성별(FEMALE, 여성인 경우 1인 더미변수), 혼인 상태(MAR, 기혼인 경우 1인 더미변수)³⁰⁾ 및 교육 수준(EDU, 4년제 대학 졸업 이상인 경우 1인 더미변수)도 포함하였다. 또한, 전체 분석기간(2016년~2023년)에 대하여 개별 연도의 특성이 납세자의 의사결정에 미친 영향을 반영하기 위해 연도별 더미변수(YEAR)를 통제변수에 포함시켰다.

(식 1)의 연구모형에 대한 구체적 분석방법은 전체 분석대상 기간에 걸친 불균형 패널자료에 대해 가구 특성을 반영한 확률효과 패널 로짓(random-effect panel logistic regression)을 채택하였다. 구체적으로, 시계열 형태의 종속변수가 범주형 자료인 경우에 사용하는 로짓 분석 중에서 확률효과 패널 로짓은 개별 개체의 이질성(heterogeneity, 재정패널조사 자료에서는 개별 가구의 고유한 특성)이 모든 기간에 걸쳐서 동일한 값을 가지는 고정효과(fixed effect)가 아니라 확률분포에 의해 매 기간 변동하는 확률효과(random effect)를 따른다고 보는 것이다.

주택연금의 가입 상태가 종속변수인 (식 1)의 연구모형과 구분해서 전년도의 미가입 가구들을 대상으로 당해 연도의 가입 여부가 종속변수인 (식 2)의 연구모형 및 전년도의 가입 가구들을 대상으로 당해 연도의 해지 여부가 종속변수인 (식 3)의 연구모형을 별도로 실증분석하였다. 즉, (식 1)이 전체 분석대상기간을 대상으로 주택연금 가입·미가입 상태에 미친 설명변수들의 일반적 영향을 확인한³¹⁾ 것인 반면, (식 2) 및 (식 3)은 특정 연도에 새롭게 주택연금에 가입하거나 해지한 경우에 이러한 의사결정에 미친 설명변수들의 차별적 영향을 확인하기 위한 것인데, 이를 위해 (식 2) 및 (식 3)에서는 (식 1)의 설명변수 값 대신 해당 변수들의 전년 대비 증가분으로 이를 측정하였다.³²⁾³³⁾

특히, (식 2) 및 (식 3)의 설명변수 중에서 가입대상주택 가격의 증가분(△PRC)의 분석결과를 통해 주택가격의 변동에 따른 대상가구의 상반된 이해관계 중에서 어떤 측면이 더욱 중요한지를 확인할 수 있다. 즉, 미가입 가구는 가입에 따른 연금액과 처분 기회의 상실에 따른 기회비용을 고려해서 가입 여부를 결정하고, 가입 가구는 해지 이후의 처분에 따른 수령액과 해지에 따른 연금액의 기회비용을 고려해서 신규 가입 및 해지의 의사결정을 할 것으로 예상되는데, 외생적인 주택가격의 변동이 이러한 의사결정에 미치는 영향을 확인할 수 있는 것이다.

HPENIN: 전년도의 미가입 가구 중에서 당해 연도의 주택연금 신규 가입 여부를 나타내는 더미변수.

HPENOUT: 전년도의 가입 가구 중에서 당해 연도의 주택연금 해지 가입 여부를 나타내는 더미변수.

△PINC: 주택연금 외의 연금의 3층 구조를 통한 소득 보전액(PINC)의 전년 대비 증가분.

△LEXP: 가구주의 기대여명의 전년 대비 증가분의 자연로그값.

△PRC: 가입대상주택 가격의 전년 대비 증가분의 자연로그값.

△RA: 가구주의 위험회피성향(RA)의 전년 대비 증가분.

△TAX: 가구주의 조세제도에 대한 인식(TAX)의 전년 대비 증가분.

△WELL: 가구주의 복지제도에 대한 인식(WELL)의 전년 대비 증가분.

△Z: 종속변수에 영향을 미치는 기타 통제변수들(Z)의 전년 대비 증가분.

본 연구의 표본은 재정패널조사의³⁴⁾ 10차~17차년도(2016년~2023년) 자료에서 개별 연도별로 주택연금의 가입요건을 충족하는 대상가구로 구성했는데, 이들 표본의 연도별 가입비율은 <표 1>과 같다. 즉, 가입비율이 연도별로 1.0%~2.4%이고, 가입비율이 기간 경과에 따라 대체로 낮아지는 추세인 것으로 나타났다.³⁵⁾

다음으로, 분석대상 표본의 가구주 연령별 가입비율은 <표 2>와 같다. 즉, 전체적으로 가구주의 연령이 증가할수록 가입비율이 높아지는 것으로 나타나서 주택을 활용한 노후소득보장에 대한 관심이 고령층일수록 증가하는 것으로 해석할 수 있다.

다음으로, 분석대상 표본의 지역별 가입비율은 <표 3>과 같다. 즉, 거주지역에 따라 주택연금 가입비율에 편차가 있고, 특히 수도권(2.2%)이 비수도권(1.3%)에 비해 높은 비율을 나타내서 거주지역에 따라 주택가격과 함께 노후소득보장과 관련한 주택연금 제도에 대한 인식에 상당한 격차가 있는 것으로 해석할 수 있다.

다음으로, 분석대상 가입대상주택의 공시가격별 구성은 <표 4>와 같다. 즉, 공시가격이 중간 수준인 대상주택의 주택 연금 가입비율이 상대적으로 높은 것으로 나타났는데, 6억 원 초과분 주택의 낮은 비중을 고려하면 대체로 대상주택의 공시가격이 높을수록 가입비율이 증가하는 것으로 해석할 수 있다.

추가적으로, 분석대상 표본의 주택연금 신규 가입 및 해지 건수의 연도별 구성은 <표 5>와 같다. 즉, 전년도의 주택연금 가입 여부를 확인할 수 있는 대부분의 대상가구는 전년도의 미가입 상태를 계속 유지했고(미가입 → 미가입), 신규 가입(미가입 → 가입) 및 해지(가입 → 미가입) 가구의 비중이 유사하면서 가입 상태 유지(가입 → 가입) 가구에 비해 상대적으로 큰 것으로 나타났다.

다음으로, 분석대상 표본의 기술통계량을 정리하면 <표 6>과 같다. 주택연금의 가입비율(HPEN), 수도권 가구 비율(METRO), 여성 가구주 비율(FEMALE), 기혼 가구주 비율(MAR) 및 4년제 대학 이상 가구주 비율(EDU)의 평균은 각각 1.6%, 32.1%, 35.5%, 77.9% 및 21.2%이고, 가구원 수의 제곱근으로 표준화시킨 주택연금 외의 연금의 3층 구조를 통한 소득 보전액(PINC), 가입대상주택의 가격(PRC), 주택 외의 가구 순자산(HNA) 및 순소득(HNINC)의 평균값은 각각 1,954만 원, 2억 9,212만 원, 2억 1,603만 원 및 1,556만 원이며, 가구주 기대여명(LEXP), 가구원 수(FNUM) 및 가구주 연령(AGE)의 평균은 각각 23.5년, 2.5명 및 65.2세로 나타났다. 또한, 0~1의 값으로 측정한 가구주 위험회피성향(RA), 조세제도 인식(TAX) 및 복지제도 인식(WELL)의 평균은 각각 0.763, 0.436 및 0.568로 나타났다.

연속형인 개별 변수의 평균과 중위수를 비교하면 가구주의 위험회피성향, 조세제도에 대한 인식 및 가구주 연령은 평균보다 중위수가 커서 왼쪽으로 치우친 분포(left-skewed distribution)인 반면 그 밖의 변수들은 모두 중위수보다 평균이 커서 오른쪽으로 치우친 분포(right-skewed distribution)로 나타났다.

<표 7>은 (식 1)의 연구모형에 대한 확률효과 패널 로짓의 결과인데, 동(同)모형의 통계적 유의성은 1%의 유의수준에서 확인된다. 전술한 바와 같이 <가설 1>은 주택연금 외의 연금의 3층 구조를 통한 노후소득보장의 정도 → 주택연금 가입 가능성의 인과관계를 PINC의 유의값을 통해 검정하는 것이고, <가설 2>부터 <가설 6>까지는 대상자의 개별적 특성(기대여명, 가입대상주택 가격, 위험회피성향 및 조세·복지제도에 대한 인식) → 해당 가능성의 인과관계를 LEXP, PRC, RA, TAX 및 WELL의 유의값을 통해 검정하는 것이다.

먼저, <가설 1>에 대해서는 주택연금 외의 연금의 3층 구조를 통한 소득 보전액이 커질수록 주택연금 가입 가능성이 유의적으로 낮아지는 것으로 나타났다. 즉, 선진국들과 다르게 공적연금의 미성숙에 따른 제도적 공백이 크고, 개인연금도 충분히 활성화되지 않은 상황에서 연금의 3층 구조를 통해 은퇴한 고령층의 소득보장이 충분히 수행되지 않는 경우에 주택연금을 통해 이를 강화하는 것이 일반적 예상인데, 분석대상 자료에서 이러한 합리적 의사결정을 확인할 수 있는 것이다.

다음으로, <가설 2>에 대해서는 가구주의 기대여명이 커질수록 가입 가능성이 유의적으로 낮아지는 것으로 나타났다. 즉, 전술한 바와 같이 충분히 높은 주관적 기대여명의 경우에는 상속 이후까지 고려한 최적 의사결정에 따라 주택연금의 가입이 증가할 것으로 예상되는데, 실제로는 반대의 결과가 나타난 것이다. 이와 같은 분석결과는 기대여명과 반비례하는 것으로 볼 수 있는 가구주 연령이 증가할수록 가입비율이 증가하는 <표 2>의 결과를 뒷받침하는 것인데, 가입 당시의 낮은 연령으로 인해 연금액이 상대적으로 적어지는 것과 함께 고령층 고용의 확대³⁶⁾에 따라 기대여명이 길수록 추가적인 경제활동의 가능성이 커지기 때문에 보충적 소득 보장의 수단으로 주택연금을 활용하는 시점이 늦어지는 것으로 해석할 수 있다. 또한, 가구주의 연령이 높을수록 주택연금의 가입 가능성이 높은 통제변수의 분석결과와 결합하면 주관적인 기대여명에 비해서는 객관적인 연령이 가입 의사결정에 더욱 중요한 영향을 미친다고 해석할 수 있다.

다음으로, <가설 3>에 대해서는 가입대상주택의 가격이 커질수록 주택연금의 가입 가능성이 유의적으로 높아지는 것으로 나타났는데, 이것은 대체로 공시가격이 높을수록 주택연금의 가입비율이 증가하는 <표 4>의 결과와 유사한 것이다. 이와 관련해서는 전술한 바와 같이 가입 당시의 주택가격이 높을수록 연금액이 커지는데, 실제 주택연금의 가입 의사결정에서 이와 같은 측면이 중요하게 반영된 것을 확인할 수 있다.

다음으로, <가설 4>에 대해서는 가구주의 위험회피성향이 가입 가능성에 미치는 유의적 영향이 확인되지 않았다. 즉, 보유 주택의 상실과 노후의 안정적 현금흐름의 대가관계에서 위험회피성향은 주택연금을 통한 장래의 결과들을 현재가치로 평가해서 최종적 가입 여부를 판단하는 데 중요한 요인이 될 수 있는데, 주택연금의 가입 자료에서 이러한 측면의 의사결정을 확인할 수 없는 것이다.

다음으로, <가설 5>에 대해서는 조세제도에 대한 가구주의 긍정적 인식이 주택연금 가입 가능성에 유의성에 다소 근접한 수준의 비유의적 영향을 미친 것으로 나타났다(p값은 0.1595). 즉, 조세제도는 최종적 사회 안전망인 사회복지 수급액에 대한 재원 조달의 특성을 반영하고, 경제적 능력을 고려한 조세부담 수준인 해당 인식이 부정적일수록 조세제도를 통한 경제적 부의 감소를 크게 인식해서 보충적 소득보장의 필요성을 크게 생각하고, 그 결과 주택연금 가입이 확대될 것으로 예상되는데, 주택연금의 가입 자료에서 이러한 심리적 반응을 반영한 의사결정을 확인할 수 없는 것이다.

마지막으로, <가설 6>에 대해서는 복지제도에 대한 가구주의 긍정적 인식이 커질수록 주택연금 가입 가능성이 유의적으로 낮아지는 것으로 나타났다. 즉, 복지제도는 최종적 사회적 안전망인 사회복지 수급액을 통해 다층적 연금 구조를 통한 노후소득보장을 분담할 수 있고, 조세부담을 고려한 상대적 혜택에 대한 인식이 부정적일수록 복지제도를 통한 경제적 부의 보완을 작게 인식해서 보충적 소득보장의 필요성을 크게 생각하고, 그 결과 주택연금 가입이 확대될 것으로 예상되는데, 주택연금 가입 자료에서 이러한 심리적 반응을 반영한 의사결정을 확인할 수 있는 것이다.

주된 설명변수들에 대한 이상의 회귀분석 결과는 최적의사결정과 일반적인 심리적 반응을 반영한 가입 요인 중에서 기본적인 연금의 3층 구조를 통한 소득 보전액, 가구주 기대여명, 가입대상주택의 가격 및 대상자의 복지제도에 대한 인식은 유의적 영향을 미치는 반면 대상자의 위험회피성향과 조세제도에 대한 인식은 유의적 영향이 없는 것으로 나타났다. 이와 같은 분석결과는 고령층의 잠재적 소득원천인 주택연금의 경제적 중요성을 반영해서 대체적으로는 합리적 가입 의사결정이 이루어지는 것으로 해석할 수 있다.

통제변수들 중에서 <표 2>와 같이 가구주의 연령이 높은 것과 함께 가구원 수가 적을수록 주택연금의 주택연금의 가입 가능성이 높은 반면 다른 인구통계학적 특성들은 가입 의사결정에 미치는 영향이 상대적으로 불충분한 것으로 나타났다. 특히, <표 3>에서 확인한 수도권의 상대적으로 높은 가입비율³⁷⁾에도 불구하고, 가구 거주지역의 수도권 여부가 가입 가능성에 미치는 영향은 비유의적인 것으로 나타났다.

다수의 설명변수에서 확인되는 주택연금 가입과 관련한 불완전한 의사결정의 합리성은 낮은 가입비율과 함께 이를 통해 유추할 수 있는 부족한 사회적 관심에서 기인한 것으로 볼 수 있다. 즉, 고령층에 대한 소득보장 체계에서 주택연금의 활용가능성은 고령화 비율이 높은 국가들에서도 장기간 논의되었지만, 실제 보편적 제도로 활용되는 경우는 발견하기 어려운 실정이다. 따라서, 가구 자산의 주택 집중도가 높은 우리나라의 상황은 주택연금의 이용 유인과 함께 제약요인으로 동시에 작용할 수 있는데(고제헌, 2022), 이상의 실증분석 결과는 후자의 결과가 더욱 일반적인 것으로 해석할 수 있는 것이다.³⁸⁾

다음으로, <표 8>은 (식 2)의 연구모형에 의한 확률효과 패널 로짓의 결과인데, 동(同)모형의 통계적 유의성은 10%의 유의수준에서 확인된다. 전술한 바와 같이 (식 2)의 연구모형은 전년도의 미가입 가구들을 대상으로 당해 연도의 가입 여부를 종속변수로 채택하고, (식 1)의 설명변수의 증가분으로 설명변수를 구성하였다. 주택연금의 가입 상태가 종속변수인 <표 7>의 분석결과와 비교해서 <표 8>의 분석결과에서는 우선 기대여명의 증가분이 커질수록 신규 가입 가능성이 작아지는 것으로 나타나서 적극적인 가입 의사결정에서도 기대여명이 <표 7>과 유사한 방식의 유의적 영향을 미친 것으로 해석할 수 있다.

다음으로, 가입대상주택 가격의 증가분이 커질수록 신규 가입 가능성을 증가시키는 것으로 나타나서 역시 적극적인 가입 의사결정에서도 동(同)가격이 <표 7>과 유사한 방식의 유의적 영향을 미친 것으로 해석할 수 있다. 즉, 미가입 가구는 가입에 따른 연금액과 처분 기회의 상실에 따른 기회비용을 고려해서 가입 여부를 결정하는데, 동(同)가격의 증가로 인해 연금액은 가입기간 동안 확정적으로 커지는 반면, 처분에 따른 기회비용은 증가 여부가 불확실하기 때문에 확실한 연금액의 증가가 적극적인 가입 의사결정에 더욱 큰 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있는 것이다.

추가적으로, 가입 상태에서는 비유의적 영향을 미쳤던 위험회피성향이 커질수록 신규 가입 가능성이 유의적으로 감소하는 것으로 나타났다. 이러한 분석결과는 장기간에 걸쳐 가구의 경제 상황에 영향을 미칠 수 있는 주택연금에 새롭게 가입하는 중요한 의사결정에 대해 위험회피성향이 커질수록 보수적 태도를 가질 것이라는 일반적 예상에 부합하는 것으로 볼 수 있다.

다음으로, <표 9>는 (식 3)의 연구모형에 의한 횡단면 로짓의 결과인데, 동(同)모형의 통계적 유의성은 5%의 유의수준에서 확인된다.³⁹⁾ 전술한 바와 같이 (식 3)의 연구모형은 전년도의 가입 가구들을 대상으로 당해 연도의 해지 여부를 종속변수로 채택하고, (식 1)의 설명변수의 증가분으로 설명변수를 구성하였다. 주택연금의 가입 상태가 종속변수인 <표 7>의 분석결과와 비교해서 <표 9>의 분석결과에서는 우선 위험회피성향이 커질수록 해지 가능성을 유의적으로 감소시키는 것으로 나타났다. 이러한 분석결과는 <표 8>과 동일하기 때문에 상반된 종속변수를 고려하면 비일관적인 것으로 보일 수 있다. 그러나, 장기간에 걸쳐 가구의 경제 상태에 영향을 미칠 수 있는 주택연금을 해지하는 것은 신규 가입과 마찬가지로 중요한 의사결정이기 때문에 위험회피성향이 커질수록 역시 보수적 태도를 가질 것이라고 해석할 수 있을 것이다.

다음으로, 가구주의 조세제도에 대한 인식이 부정적일수록 해지 가능성을 증가시키는 것으로 나타났다. 이러한 분석결과는 전술한 바와 같이 부정적 인식이 경제적 능력에 비해 과중한 조세부담의 수준을 의미하기 때문에 조세제도를 통한 경제적 부의 감소에 대응해서 안정적인 주택연금을 해지하는 대신 대상주택을 활용한 추가적 경제활동의 가능성을 보다 적극적으로 모색하는 것으로 해석할 수 있다.

추가적으로, 대상주택 외의 가구순자산이 커질수록 해지 가능성을 증가시키는 것으로 나타났다. 이러한 분석결과는 가구의 경제활동에 필요한 직간접적 재원 조달의 원천이 확대될 경우에는 주택 보유 및 상속에 대한 기본적 선호에 반하는 최종적 재원인 주택연금을 해지할 가능성이 커지는 것으로 해석할 수 있다.