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수아 용
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1 1) < 論文 > 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 45 주택연구제 26 권 1 호 : 45~62 Housing Studies Review Vol. 26, No. 1: 45~ / hsr 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC효과를중심으로 * A Tenure Choice Model Incorporating Age, Period, and Cohort Effects 노희순 (Hui-Soon Roh) ** ㆍ강신관 (Sin-Kwan Kang) *** ㆍ이창무 (Chang-Moo Lee) **** < Abstract > Individual housing consumption patterns are generally examined in the view of life cycle based on age. But each generation born in different time periods experiences different socio-economic conditions during their lives. These differences in their experiences could form different preferences in housing consumption patterns. As a main theme of this research, homeownership rate of one generation may differ from that of the other generation even when they reach the same age group. This study develops a tenure choice model decomposing age effect, birth cohort effect and period effect using a long-term unbalanced panel data. The empirical results show that the older generations(born before 1954) than baby boomers showed a higher owneroccupancy rate than the later generations(born after 1955) including the baby boomers. The result implies that the owner-occupancy rate of the housing market in the future would decline slowly as the baby boom generation begins to form the main aged group and the portion of the older generations are shrinking. 키워드 : 주택점유형태, 한국노동패널, 로짓분석, 연령효과, 코호트효과, 기간효과 Keyword : Apc Model, Housing Tenure Type, Klips, Logit, Age Specific Effect, Cohort Effect, Period Specific Effect * 이논문은 2015년주택학회추계학술대회에서발표한 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC효과를중심으로 를일부수정ㆍ보완한것임 ** 한양대학교도시공학과박사과정, roi1205@naver.com, 주저자 *** 한양대학교도시및부동산개발정책학과석사, ivafc@naver.com, 공동저자 **** 한양대학교도시공학과교수, changmoo@hanyang.ac.kr, 교신저자

2 46 住宅硏究제 26 권제 1 호 I. 서론 현재한국사회는급속히진행되는고령화와저출산, 그로인한저성장기로의진입이이미시작된상태이다. 통계청 (2016) 의장래인구추계에의하면 2016년생산가능인구가정점을찍고감소하고있으며, 2031년에는총인구가정점을찍고빠른속도로감소할것으로예측된다. 여기에가장많은인구를구성하고있는베이비부머 (1955~63년생) 들의은퇴와노령화는사회전반적으로, 특히주택시장에있어적지않은충격을예상하는시각들이많다. 향후주택시장에있어서이와같은베이비부머의행태에대한우려는그들이높은인구비중을유지하고있다는사실에더하여그들의행태가이전세대들과는다를수있다는걱정이내재되어있다. 자산축적기인중장년기에이들은국제외환위기 (1990년대말 ) 와국제금융위기 (2000년대말 ) 로경제적인아픔을겪어야했다. 결과적으로이들은고도성장기에자산축적기를지낸이전세대와는다른주택소비에대한선호체계를지니게되었을가능성이높다. 이러한논의는주택시장의수요나소비패턴을분석함에있어가장널리활용되는연령에따른생애주기의개념을넘어선세대간소비패턴의차별성에대한이해가필요하다는암시를던지고있다. 주거소비를분석하는중요한부문중의하나가주택점유형태에대한선택기제이다. 특히자가거주율 ( 이후자가율로통일 ) 은주택시장의주거안정을판단하는지표로많이활용되고있다. 또한자가율을높이는것이대부분의국가에서주요한주택정책의목표로추구되어왔다. 특정사회전체의자가율은결국개별가구의자가에대한선택의집합으로구성된다. 따라서자가율을향상시키는것이사회적으로합의된목표라면이를성공적으로달성하기위해서는개별주택수요자의특성과그들의자가에대한선택이어떤기제에서이루어지는지를이해하는것이필수적이다. 그러한이해없이무분별하게자가율을높이고자하는정책은큰효과를거두지못하고적지않은사회적인비용만지불하는결과를낳을수도있다. 개별가구의점유선택영향요인중대표적인인구통계학적변수는가구주연령이다. 가구주연령에는가구주개인뿐만아니라가구전체의주택소비특성이포함되어있다. 인간은생애주기과정에서가구를형성하고소득과자산을축적한다.

3 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 47 그리고취학, 취업, 결혼, 분가, 이사, 출산, 육아, 퇴직등의특정계기시점에대부분가구는필요한점유형태와주택소비량등주택소비를결정한다. 즉, 가구주연령에따라선호하거나필요로하는주택소비, 지불능력이다르게나타난다. 이와같은일반적인생애주기이론에입각하여대부분의선행연구에서는연령변수만을주요변수로고려하고있다. 그러나각기다른시점특정연령대를구성하는인구들은각기다른연도에탄생한다른세대 ( 탄생코호트 ) 로구성된다. 여기에더하여그특정시점의사회경제적인상황은그시점주택시장의주체들의선택에영향을미치게된다. 서로명확히독립적이지는않고선형적인관계 ( 시점 = 연령 + 탄생연도 ) 를지니고있으나, 주택소비선택에영향을미치는요인을크게연령 (Age, A) 효과, 탄생코호트 (Cohort, C) 효과, 기간 (Period, P) 효과로분해하여해석할수있다. 여기서연령효과는생애주기에따른주택소비를, 코호트효과는특정세대가공유하는경험에의존하여다른세대와구별되는주택소비선호를, 기간효과는연령이나세대와관계없이모든가구의주택소비에영향을미치는시점효과를의미한다. 본연구는로짓 (logit) 모형에기초하여 APC(Age-Period-Cohort) 모형을적용함으로써내재된연령대별자가율패턴과세대별자가거주에대한선호체계를분해하여분석하고인구구조의변곡점에있는한국주택시장의장래시장상황에대한함의를도출해보고자한다. 본연구에서이용된자료인한국노동패널자료는 1999~2014년까지 16년간축적된시계열자료를구성하고있어선형적인관계를지닌연령효과, 탄생코호트효과, 기간효과를효과적으로분해할수있는모형의구축을가능하게한다. II. 선행연구의고찰 1. 주택점유형태선택요인에관한연구 주택점유형태선택요인에대한많은연구들은가구주의연령효과를중요시하고있다. 가구주의연령은생애주기를구분하는가장대표적인기준이며 ( 박천규외, 2009), 생애주기변화와주택점유형태변화는밀접한관련을가지고있다. 또한, 생애주기와더불어개별가구의특성도주택점유형태차이에유의한영향을미치고있다. 유완외 (1992), 김정수ㆍ이주형 (2004), 안준기외 (2007), 이채성 (2007), 김주영ㆍ유승동 (2013) 등은가구주연령

4 48 住宅硏究제 26 권제 1 호 및성별, 가구원수, 가구주성별, 소득ㆍ자산등과지역등이주택점유형태선택에미친다고분석하였다. 또한정의철 (2002), 최막중외 (2002), 이용래ㆍ정의철 (2015) 등은가구특성이외에자가와차가의거주비용의차이가주택점유형태선택에유의한영향을미침을밝혔다. 이밖에박태원외 (2014) 는거주비용을산정하는대신매매가대비전세가비율이주택점유형태선택에미치는영향을분석하였다. 2. APC 효과활용연구 자산변동에대한과거경험에따라개별가구는차별적인소비선호를갖게된다. 주택은주거기능과투자적인기능을함께갖고있고, 고가로거래빈도가높지않기때문에과거경험이주택소비선호에미치는영향은크다. 예를들어고성장기주택가격상승으로인한자본차익을크게경험했던세대와저성장기자산축적기를경험하지못한세대는동일한연령대의생애주기에도주택소비패턴에차이를보일수있다. 이러한탄생코호트 ( 세대 ) 효과에대해 Ryder(1965) 는개별사회구성원은세대의공통된경험 ( 교육방식, 사회화과정, 역사적경험등 ) 에따라차별화되는성향이나타나며새로운코호트의유입으로인해사회전체는구조적으로변해갈수있다고언급하였다. 또한시장경기나주택정책등은특정시점의주택시장에서사람들의선택에영향을미친다. 따라서연령과코호트외에특정시점의사회경제적인상황은각시점주택소비에차별화된영향을미치게된다. 이와같이연령, 기간, 코호트의종합적인고려에대한문제의식은패널데이터와연계하면, 정교하게통제된효과를추출할수있다는장점에따라의학분야, 교육분야, 심리학분야등다방면에서활용되고있다 (Fu, 2000; Glenn, 1994; Yang, 2007). 연령, 기간, 코호트에대한종합적인분석은최근국내주택분야에서도진행되었다. 이창무ㆍ김미경 (2013) 은 APC효과를고려하여주택수요추정분석을실시하였으며, 임지영 (2015) 과유창형 (2015) 은기간효과와코호트효과를고려하여국내주택점유형태선택을분석했다. 임지영 (2015) 은연령별ㆍ기간별ㆍ코호트별그래프를통해연령-기간-코호트효과를살펴보았다. 하지만하나의요인만을통제할경우내재된나머지 2개요인의효과를명확히분해내지못하고, 분석모형까지는이뤄지지못했다는한계를가지고있다.

5 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 49 유창형 (2015) 은연령, 기간, 코호트변수를포함한이항로짓모형을구축하였으나연령으로대표되는생애주기와내생적으로결정되는변수들을동시에포함함으로써연령효과, 코호트효과, 시점효과가명확히구분되지못했다는점, 코호트의구분이포괄적이지못했다는한계를지닌다. 이에본연구는좀더포괄적인구도에서연령-기간-코호트효과를측정함으로써내재된생애주기에따른자가율의패턴과탄생코호트의효과를구별하여향후노령화와함께발생하는탄생코호트의구성변화가주택시장에미칠영향에대한함의를얻고자한다. III. 분석의틀 1. 모형및자료 본연구는 APC개별요소의선형결합으로인한문제를해결하기위한일반화된절차는존재하지않으나, 장기간축적된비균형패널자료를바탕으로제한적이나마각효과의크기를간접적으로추론하기위해이항선택모형인로짓 (logit) 모형을사용하였다. 자가와차가확률을종속변수로하고연령효과, 세대효과및기간효과만을독립변수로하는가장기본적인모형은식 (1) 과같이나타낼수있다. ln (1) ( : 가구주 의자가선택확률, : 가구주 의 연령대더미, : 가구주 의 탄생코호트더미, : 가구주 의 점유선택시점더미, : 연령대계수, : 탄생코호트계수, : 점유선택시점 계수, : 가구주의연령대, : 가구주의탄생코호트, : 조사년도 ( 점유선택시점 )) 기본적인분석은먼저명확한연령효과를분석하기위해코호트효과와기간효과반영전후의모형을비교하였다. 먼저연령효과만을본모형 1과연령효과에코호트효과를추가한모형 2, 그리고연령효과, 코호트효과, 기간효과를모두고려하는모형 3을통해연령, 코호트, 기간변수의반영에따른차이를살펴보았다.

6 50 住宅硏究제 26 권제 1 호 다음으로개별가구특성을순차적으로추가하고 ( 모형 4, 모형 5), 시점더미대신거시및시장변수를도입함으로써 ( 모형 6) 연령효과및코호트효과에미치는영향을살펴보았다. 본연구에서는개별가구의주택점유형태와특성에대한생애주기별관계를파악하기위해개별가구에대한장기간추적자료인한국노동연구원의한국노동패널조사 (KLIPS) 자료를활용하였다. 분석의주요변수는연령, 출생년도 ( 코호트 ), 조사차수 ( 기간 ) 이며, 특정연령효과, 탄생코호트효과, 특정기간효과를고려하기위해연속변수가아닌더미로구성하여점유형태선택의차이를살펴보았다. 그외개별가구특성은가구소득과가구자산을이용하였다. 거시및시장변수는국민은행주택가격동향조사의전세 / 매매가격비, 과거 2년간매매가격상승률과한국은행의가구당국내총생산을활용하였다. 가격상승률은지역별주택매매가격종합지수를활용하였으며, 전세 / 매매가격비는아파트매매가격대비전세가격비 1) 를사용하였다. 가구당실질GDP 변수는한국은행의 2010년기준실질GDP를통계청의연도별가구수로나누어산출하였으며, 거시적인경제효과를고려하기위해지역별로세분화하지않고전국단위의변수로써설정하였다. 2. 기초분석 연령효과를보기위해조사연도별로가구주연령별자가율율그래프를살펴보면 < 그림 1> 과같다. 전반적으로가구주연령이높아짐에따라연령별자가율이상승한다. 연령별자가율상승은 50대를전후까지나타나며 60대에들어완만히낮아지는추세를보이고있다. 다만 1999~2002년의자가율은 60~64세가정점이었으나, 2011~2014년에는 65~69세가정점으로변화하였다. 자가율정점의변화는연령효과만으로설명할수없는자가율패턴의변화가존재하며, 그요인으로코호트효과또는기간효과를의심해볼수있다. 연령효과와세대효과를좀더명확하게차별화하기위해탄생코호트별로연령대별자가율을그래프를통해살펴보면 < 그림 2> 와같다. < 그림 2> 는전반적으로연령이높아짐에따라자가율이높아지는패턴을명확히나타나지만, 베이비붐이전세대 (1955년생이전 ) 와베이비붐세대를포함한그이후세대 (1955년생이후 ) 의자가율은같은연령대에도큰격차를보이고있음으로보여준다. 1) 아파트및단독연립등을포함한종합매매가격대비전세가격비의경우 2011년 06월시점부터제공되어, 시계열확보를위해아파트매매가격대비전세가격비를사용하였다.

7 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 51 자료 : 한국노동패널 < 그림 1> 기간별가구주연령대별자가율 예를들어 3개의탄생코호트에대한자가율관측이가능한 55~59 세의경우, 55~`64 년생은자가율이 66% 인데반해 45~`54 년생및 35~`44 년생은자가율이 74% 에달했다. 이그래프에는기간효과가내재되어있으나, 크게두개의그룹 (1955 년이전세대와 1955 년이후세대 ) 으로대별되는탄생코호트그룹내에서는연령대별자가율이큰편차를보이지않기때문에기간효과가크게자가율을차별시키는요인으로작용하고있지않음을인지할수있다. 자료 : 한국노동패널 < 그림 2> 가구주탄생코호트별연령대별자가율

8 52 住宅硏究제 26 권제 1 호 IV. 실증분석결과 1. 주택점유선택에대한 APC 효과 모형 1은가구주의연령효과만고려한주택점유형태선택모형이다. 추정결과는가구주연령이높아짐에따라자가율이증가하여 60~64 세에서자가선택확률이가장높게나타나고있다. 그이후자가선택확률은점진적으로감소하는것으로나타났다. 추정계수는기준연령을어디로잡는가에따라달라지는상대적인값으로계수값의부호는크게의미가없고각연령대추정계수간의상대적인차이가의미를가진다. 따라서가장정점인 60~64세의계수값 (0.210) 과 80~84세의계수값 (-0.123) 의차이인 0.333을한계확률효과로전환하여계산하면 8.2%p 로산정된다. 2) 85~89세의경우추정계수가다시 0.332로상승하였으나해당연령대의표본수의한계를고려하여해석에포함시키지않았다. 모형2는연령효과에코호트효과를추가적으로고려한주택점유형태선택모형이다. 연령효과의계수는전반적으로상승하며모형 1과유사하다. 다만모형 1에서 20~24세의추정계수와정점인 60~64 세의추정계수의차이가 3.45였던반면모형 2에서는 2.81로감소하여연령대가높아질수록자가선택확률이모형 1에비해다소완만하게상승하는것으로나타났다. 탄생코호트효과를보면적은표본수로해석에한계가있는 1905~14 년생을제외하면 1945~54 년생및그이전탄생코호트의경우추정계수값이 0.00~0.08로큰차이를보이고있지않아자가선택확률이유사하게유지하고있음을보여준다. 다만 1954년이전세대가구주에비해 1955년이후세대 (55~64년생, 65~74년생, 75~84년생 ) 가구주들의자가선택확률이상대적으로작게나타나는점을확인할수있다. 표본수의한계를지닌 1985~94년생을제외하면 1945~54 년생대비 1955년이후세대의한계자가선택확률은 9.6~11.5%p 정도낮게측정되었다. 모형3은연령효과와코호트효과에기간효과까지고려한주택점유형태선택모형으로이론적인의미에서 APC 효과가모두상호통제된형태이다. 연령효과와코호트효과는기간효과를추가해도크게변하지않았다. 2) 로짓모형에서특정설명변수 에대한한계확률효과 로산정된다. 여기서 는자가선택확률, 는 의추정계수다. 한계확률효과를계산하기위한자가선택확률의대표값 는자가율의표본평균에해당되는 0.55 를적용하였다.

9 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 53 모형 1 모형 2 모형 3 변수 Std. Std. Std. ( 자가 =1, 차가 =0) Estimate Estimate Estimate Error Error Error 상수항 *** *** *** ~24세 *** *** *** ~29세 *** *** *** ~34세 *** *** *** ~39세 *** *** *** 가구주 40~44세 *** *** *** 0.05 연령더미 45~49세 *** *** *** 변수 50~54세 *** *** *** (base= 60~64세 0.21 *** ** * 세 ) 65~69세 *** ~74세 *** ~79세 * ** ~84세 ** *** *** ~89세 가구주코호트더미변수 (base= 년생 ) 조사년도차수더미변수 (base= 13 차, 2010 년 ) 1905~14년 ~24년 ~34년 ~44년 ** ** ~64년 *** *** ~74년 *** *** ~84년 *** *** ~94년 *** *** 년 (2차) 년 (3차) ** 년 (4차) 년 (5차) 년 (6차) 년 (7차) * 년 (8차) * 년 (9차) 년 (10차) 년 (11차) 년 (12차) 년 (14차) 년 (15차) 년 (16차) 년 (17차) N -2LL Max-rescaled R-square 유의도 주 : *. P<0.1, **. P<0.05, ***. P<0.01 < 표 1> APC 효과를고려한자ㆍ차가선택요인분석결과 86, , < , , < , , <.0001

10 54 住宅硏究제 26 권제 1 호 자가선택확률의고점은 60~64세으로모형 1에서모형 3까지일관성있게나타나고있다. 코호트효과는모형 2와모형 3에서공통적으로 1954년생이전세대에비해 1955년생이후세대들의자가선택확률이상당한격차를보여준다. 기간효과는 2010년에비해서자가선택확률이낮은시기 (1999~2002년, 2008~ 2009년 ) 와높은시기 (2003~2007 년, 2011~2014 년 ) 가반복되는사이클을보이고있다. 자가선택확률에대한기간효과의강도를살펴보기위해한계효과를산정해보면 2010년대비 2.8%p ~ 1.8%p로큰차이가없는것으로관측된다. < 그림 3> 은모형 1, 2, 3의연령효과를비교하기위해기준연령인 55~59세대비각연령대의한계확률효과를산정하여비교해본결과이다. 모형 1에비해모형 2, 3은연령증가에따라자가율의차이가둔화되고있으며, 모형 2와 APC 모두를고려한모형 3은유사한연령효과패턴을보이고있다. 즉, 연령대별자가선택확률에있어기간효과의영향력이크지않음을알수있다. 또한모형 1, 2, 3 모두정점인 60~64세를지난이후자가선택확률이완만하게감소하고있음을알수있다. 다만모형 3의경우정점이후 80~84 세까지의한계확률이 10.0%p 감소하여모형 1(8.2%p) 에비해다소하락폭이크게나타났다. < 그림 4> 은모형 2, 3의탄생코호트효과를비교하기위해기준코호트인 1945~54 년생대비각탄생코호트의한계확률을산정비교해본결과이다. 시간효과를포함한모형 3의경우모형 2에비해다소탄생코호트간편차가커지는결과를보여주기는하나전반적인패턴에큰차이를보이지않는다. 자료 : 한국노동패널 < 그림 3> 코호트및시간효과통제에따른연령효과 ( 한계확률, %p)

11 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 55 분명히관측되는것은표본수의한계가있는 1905~14 년생과 1985~94 년생을제외하면 베이비붐세대 (1955~64 년생 ) 이전세대와베이비붐세대를포함한그이후세대간에명확한 자가율격차가존재함을보여준다. 자료 : 한국노동패널 < 그림 4> 코호트및시간효과통제에따른탄생코호트효과 ( 한계확률, %p) 2. 가구특성및거시경제변수도입효과 주택점유형태분석이나주택수요분석에서흔히연령효과와가구소득효과등을함께도입하여분석한다. 그러나이럴경우우리가얻고자하는연령효과가아닌왜곡된연령효과를측정하는경우가많다. 이는소득의변화, 자산의변화, 가구구성의변화등은큰틀에서보면연령으로관측되는생애주기에종속된변화추세로발생하기때문이다. 청장년기는열심히소득을모아자산을축적하면서주거소비를증가시키고안정화시킨다. 그런기간동안혼인도하고자녀수도증가한다. 노년으로접어들면소득과가구원수도감소한다. 대신청장년기축적된자산으로주거소비의많은부분을영위하는삶의패턴이일반적이다. 이런주거소비와관련된생애주기에따른변화를설명하는데연령변수와함께개별가구의소득과자산과같은변수를추가적으로도입하여분석하면모형의설명력은높아질수있으나우리가보고자하는내재된생애주기에따른자가율의변화추세가왜곡될가능성이높다.

12 56 住宅硏究제 26 권제 1 호 모형 4 모형 5 모형 6 변수 Std. Std. Std. ( 자가 =1, 차가 =0) Estimate Estimate Estimate Error Error Error 상수항 *** *** *** 소득 ( 백만원 ) *** 가구특성자산 ( 백만원 ) *** 전세 / 매매가격비 *** 거시경제 2년간가격변동률 *** 변수가구당실질 GPD *** 가구주연령더미변수 (base= 세 ) 가구주코호트더미변수 (base= 년생 ) 조사년도차수더미변수 (base= 13 차, 2010 년 ) < 표 2> 가구특성및거시변수를고려한자ㆍ차가선택요인분석결과 20~24세 *** *** *** ~29세 *** *** *** ~34세 *** *** *** ~39세 *** *** *** ~44세 *** *** *** ~49세 *** *** *** ~54세 *** *** ** ~64세 *** *** ~69세 *** *** ~74세 *** *** ~79세 *** *** ** ~84세 *** ** ** ~89세 *** *** ~14년 ~24년 ~34년 ~44년 ** * ~64년 *** *** *** ~74년 *** *** *** ~84년 *** *** *** ~94년 *** ** *** 년 (2차) *** ** 년 (3차) *** 년 (4차) *** *** 년 (5차) *** *** 년 (6차) *** *** 년 (7차) *** *** 년 (8차) *** ** 년 (9차) * 년 (10차) * 년 (11차) *** 년 (12차) 년 (14차) 년 (15차) 년 (16차) *** 년 (17차) *** ** N -2LL Max-rescaled R-square 유의도 주 : *. P<0.1, **. P<0.05, ***. P< < < <.0001

13 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 57 모형 4는모형 3에가구소득을포함한모형이다. 예상되었듯의사결정계수 (Pseudo R2) 로판단된모형의설명력은크게증가하였으나연령이증가함에따라지속적으로자가선택확률이증가하는것으로추정되었다. 이는노년기소득이감소함에도높은자가율유지되는현상이소득변수의도입으로왜곡되어노년기연령변수가과대추정되기때문이다. 모형 5는모형 3에가구자산을포함한모형으로모형 4에비해서는연령효과의왜곡현상이많이완화되었으나여전히자가점유율의정점이 75~79세로측정되고있다. 다만두모형다코호트효과가다소불안정해지기는하나큰왜곡은발생하지않는것으로판단된다. 모형 6은모형 3의시점변수대신가구특성이아닌시장변수로서해당시점사회적인구매력의변화를측정하는가구당실질 GDP, 주택의기대가격상승률의대리변수로과거 2년간가격변동률, 상대적인임차 / 자가비용의비율을대리하는전세가 / 매매가비율을도입하여구성하였다. 세변수모두통계적으로유의한추정계수가도출되었고, 부호역시예상되는방향성을보여준다. 즉, 전세가가매매가에비해높을수록, 기대가격상승률이높을수록, 사회적평균소득이높을수록자가율이높아지는일반적인믿음을재확인할수있다. 본논문의관심변수인연령변수정점인연령대가 60~64세로유지되고있어기본적인 APC모형과큰차이를보이지않는안정된결과를보여준다. 코호트변수역시모형 3과패턴을보여준다. < 그림 5> 은모형 4, 5, 6의연령효과를비교하기위해기준연령인 55~59세대비각연령대의한계확률효과를산정하여비교해본결과이다. 자료 : 한국노동패널 < 그림 5> 가구특성변수및거시변수도입에따른연령효과 ( 한계확률, %p)

14 58 住宅硏究제 26 권제 1 호 모형 4의경우소득변수의도입으로연령증가에따른한계확률이계속증가하고있음을보여준다. 모형 5의경우다소발산하는강도가약해졌으나여전히연령증가에따라증가하는양상을보여준다. 개별가구의소득이나자산이아닌각시점의거시경제및시장변수를도입한모형 6의경우앞의모형 3과유사한패턴을보여준다. 앞의세모형에대한코호트효과를비교하는 < 그림 6> 의경우는각모형별로다소차이가있으나 1955년생을전후로발생하는자가선택확률의극명한격차는동일하게보여주고있다. 종합하면생애주기에따른내재된연령효과와코호트효과를분해하는것이목적인경우개별가구의소득과자산과같은특성변수의도입은내재된생애주기패턴을왜곡시킬수있음을다시한번확인할수있었다. 이는연령변수와가구특성변수를동시에도입한모형에기초하여장래자가율추정할경우장래노년가구비율의증가에따른자가율의상승이지나치게과대평가될수있음을의미한다. 이는이창무ㆍ주현태ㆍ한제선 (2017) 에의해지적된소득변수와연령변수를동시에도입한모형에기초하여장래주택수요를추정하는경우발생하는주택수요과대추정의문제와동일한현상이다. 자료 : 한국노동패널 < 그림 6> 가구특성변수및거시변수도입에따른탄생코호트효과 ( 한계확률, %p)

15 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 59 V. 결론 주택점유형태선택에가장큰영향을미치는연령효과를명확히알아보는것은주택수요자의특성을이해한다는점에서중요하다. 생애주기는연령대를중심으로특정행위나목적이일어나는현상을설명하는대표적인개념이다. 주택시장에서도생애주기는직업활동, 소득과자산축적, 독립이나결혼을통한가구분가등에따른주택수요나소비패턴을설명하는데활용되어왔다. 그러나대부분의선행연구에서는횡단면적인분석구도에서연령변수만고려하면서각시점에다른연령대를구성하는인구들이서로다른세대임을간과하고있다. 단순한연령중심의분석구도에서는연령효과에코호트효과와기간효과가혼재되어생애주기관점에서의순수한연령효과조차적절히측정할수없게된다. 본논문에서는주거소비선택의중요한부문인자차가의점유선택이향후발생할인구구조변화, 즉노령화의관점에서어떻게변화할수있는지함의를얻기위해장기시계열자료를기반으로자가선택확률에있어서의영향요인을연령효과, 코호트효과, 기간효과로분해하여분석해보았다. 연령효과, 코호트효과, 기간효과가상호통제된상황에서측정된각개별효과는흥미로운결과를보여준다. 상호통제된상황에서자가선택확률에대한연령효과가 60~64세에서가장높게나타나면서, 연령만을고려했을때 2011~14 년기간에나타났던자가율정점의이동은코호트효과에의한것으로추정되었다. 연령효과로정점대비 80~85세가구의자가율이약 10%p 낮게추정되는데반해코호트효과로베이비붐이전세대와베이비붐세대를포함한그이후세대간에자가율의격차가약 10%p 존재한다. 이는향후베이비붐이전세대들이주택시장에서퇴진하고베이비붐세대들이노년층을채워나갈때사회전체적인자가율은감소할경향성이크다는것을의미한다. 이러한내재된시장변화에대한정책적반응은두가지가있을수있다. 점진적으로낮아질가능성이있는자가율을끌어올리기위한정책적선택이한방향이고, 또다른방향은자차가의중립성에기반하여차가거주가구의주거안정성을높이는것에주력하는선택이또다른방향일수있다. 소득이감소하는노령가구의자가율을높인다는것은그리쉬운일이아니므로지나친자가율향상에대한집착은지불해야하는사회적비용에비해큰효과를거두기어려울수있다. 따라서차가가구특히노령차가가구의주거안정성을보장하기위한정책적선택이더유효한선택일수있다고판단된다.

16 60 住宅硏究제 26 권제 1 호 APC모형을통한분석이매우유용한구조임에도불구하고보편화되지않은이유는연령 (Age, A) 효과, 기간 (Period, P) 효과, 코호트 (Cohort, C) 효과간에완전한선형적인관계 (P = A + C) 가존재하며이를분석하거나해소하는일반화된절차가존재하지않기때문이다. 본연구에서는이러한선형효과문제를최소하기위해 5세단위연령더미변수, 10년단위코호트더미및 10년단위기간더미를사용하였고, 장기간축적된패널자료를활용하여분석했다. 이과정에서생애주기안에내재되어있는주택점유형태에영향을미치는가구의특성요인에대한추가적인검증과연령효과가설명할수있는영향력의크기, 주택시장에서세대별로겪었던차별적인경험의사건들과국내부동산시장의거시적인시대적양상등에대한실증적인논거의주장과검증제공하고있다. 그럼에도근원적으로각효과들이독립적이지않은문제를해결하여연령, 코호트, 기간에내재되어있는합성효과를엄밀하게통제하는단계까지발전시키지못한한계를가지고있다. 따라서연령별, 코호트별, 기간별차이의존재자체를확인하는것에서나아가차이의존재원인에대한심도있는연구가추가적으로진행되어야할것이다. 또한 APC모형의현실적인설명력을개선하기위해추가적인연구진행도향후해결해나갈문제로남겨둔다. 참고문헌 1. 김정수ㆍ이주형, 가구특성에따른주택선택행태에관한연구, 국토계획, 제39권제1 호, 대한국토ㆍ도시계획학회, 2004, pp 김주영ㆍ유승동, 가구특성이주택점유형태와주택유형선택에미치는영향분석 : 생애주기상가구원수변화와가구의경제적특성을중심으로, 주택연구, 제21권제4호, 한국주택학회, 2013, pp 박천규ㆍ이수옥ㆍ손경환, 가구생애주기를감안한주택수요특성분석연구, 국토연구, 제60권, 국토연구원, 2009, pp 박태원ㆍ이두용ㆍ김태환, 매매가대비전세가비율이가구의점유형태선택에미치는영향에관한연구-서울지역이주계획가구를중심으로, 한국주택학회학술대회발표논문집, No. 2, 한국주택학회, 2014, pp 안준기ㆍ류한얼ㆍ유지호ㆍ민영일, 한국의주택소유결정요인에대한분석, 공공정책연구, 제14권제2호, 한국공공정책학회, 2007, pp

17 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 유완ㆍ김인하ㆍ김영국, 가구특성에의한주택선택방법, 국토계획, 제27권제4호, 대한국토ㆍ도시계획학회, 1992, pp 유창형, 주거실태조사자료를이용한점유형태결정요인분석, 부동산학연구, 제21권제1호, 한국부동산분석학회, 2015, pp 이용래ㆍ정의철, 소득변동성이가구의주택점유형태선택에미치는영향분석, 주택연구, 제23권제1호, 한국주택학회, 2015, pp 이창무ㆍ김미경, 가구주의탄생코호트효과를고려한주택수요분석모형, 부동산학연구, 제19권제3호, 한국부동산분석학회, 2013, pp 이채성, 가구주특성에따른주택점유형태차이, 대한건축학회논문집 : 계획계, 제23 권제2호, 대한건축학회, 2007, pp 임지영, 연령코호트종단분석을통한주택소유및공간분포특성연구, 이화여자대학교대학원박사학위논문, 정의철, 도시가구의주택점유형태및주택유형선택에관한연구, 주택연구, 제10권제1호, 한국주택학회, 2002, pp 최막중ㆍ지규현ㆍ조정래, 주택금융제약이주택소비규모와점유형태선택에미치는영향에관한실증분석, 주택연구, 제10권제1호, 한국주택학회, 2002, pp 통계청, 장래인구추계 : 2015~2065년 ( 보도자료 ), Glenn, Norval D., Television Watching, Newspaper Reading, and Cohort Differences in Verbal Ability, Sociology of Education, Vol. 67(3), 1994, pp Norman B. Ryder, The cohort as a Concept in the Study of Social Change, American Sociological Review, Vol. 30(6), 1965, pp Wenjiang J. Fu, Ridge Estimator in Singular Design with Application to Age-Period-Cohort Analysis of Disease Rates, Communications in Statistics, Vol. 29(2), 2000, pp Yang Y., Is Old Age Depressing? Growth Trajectories and Cohort Variations in Late Life Depression, Journal of Health and Social Behavior, Vol. 48(1), 2007, pp 접수일 심사일 심사완료일

18 62 住宅硏究제 26 권제 1 호 국문요약 주택점유형태선택요인에관한연구 : APC 효과를중심으로 주택시장의수요나소비패턴은일반적으로생애주기에영향을받는다. 하지만, 국제외환위기와국제금융위기를겪으면서동일한연령이더라도세대간주택소비에다른선호체계가존재한다는논의가지속되어왔다. 내재된연령대별자가율패턴과세대별자가거주에대한선호체계를이해하는것은인구구조의변곡점에있는한국주택시장의정책수립에있어중요하다. 이에본연구는향후발생할인구구조변화, 즉노령화의관점에서주택시장이어떻게변화할수있는지함의를얻기위해장기시계열자료를기반으로자가선택확률영향요인을연령효과, 코호트효과, 기간효과로분해하여분석을시도하였다. 실증분석결과, 연령효과뿐만아니라베이비붐이전세대가베이비붐세대를포함한그이후세대보다자가율이높게나타나면서코호트효과가관측되었다. 또한연령효과만을고려한모형은 APC효과고려모형에비해노령가구의자가율을과대평가하는것으로나타났다. 이러한결과는향후베이비붐이전세대들이주택시장에서퇴진하고베이비붐세대들이노년층을채워나감에따라시장전체적으로자가율의감소함을의미하며, 이들계층에대한정책적고려가요구된다.

이용석 박환용 - 베이비부머의 특성에 따른 주택유형 선택 변화 연구.hwp

이용석 박환용 - 베이비부머의 특성에 따른 주택유형 선택 변화 연구.hwp 住居環境韓國住居環境學會誌第 11 卷 1 號 ( 通卷第 20 號 ) pp. 159~172 투고 ( 접수 ) 일 : 2013.02.28. 게재확정일자 : 2013.04.04. The change of housing choice by characteristics of the Baby Boomers Lee, Yong-Seok Park, Hwan-Yong Abstract