<303820C1A4C0C7C3B6206F6B2E687770>

Transcription

1 1) < 論文 > 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 181 주택연구제 25 권 4 호 : 181~209 Housing Studies Review Vol. 25, No. 4: 181~ / hsr 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 * A Dynamic Analysis of Housing Tenure Decisions 정의철 (Eui-Chul Chung) ** < Abstract > This study empirically examines a dynamic nature of housing tenure decisions with a special emphasis placed on state dependence of owner-occupation. Using the KLIPS panel data from 2004 to 2015 and selecting a sample of households whose heads are under age 55 in 2004, a dynamic random effects probit model is estimated to control for the effect of unobserved individual heterogeneity on housing tenure decisions. Estimation results show that true state dependence is present in the households housing tenure decisions. Those who were homeowners in the previous year are more likely to be homeowners in the current year. The marginal effect of state dependence of owner-occupation is estimated to be and the magnitude of state dependence is higher for the older age groups. Within each age group, the magnitude of state dependence is found to be higher for the younger age group under age 35. The primary reason for this result is that younger renters propensity to become homeowners is less than those of the older renters. After controlling for the effect of state dependence of owner-occupation, the effects of demographic characteristics on choosing owner-occupation disappear except age, indicating that state dependence variable captures most of the effects of taste shifters such as demographic variables. However, permanent income, net wealth, and relative housing cost remain to be significant factors to affect housing tenure decisions. 키워드 : 주택점유형태, 상태의존성, 동태적확률효과프로빗모형 Keyword : Housing Tenure, State Dependence, Dynamic Random Effects Probit Model * 이논문은 2016학년도건국대학교의연구년교원지원에의하여연구되었음. ** 건국대학교부동산학과교수, echung@konkuk.ac.kr

2 182 住宅硏究제 25 권제 4 호 I. 서론 주택점유형태는주택소비량과더불어가구주택소비의핵심적요인중하나이다. 이론적측면에서가구는가구특성과경제적조건에따라가장높은효용을제공하는주택점유형태를선택하며, 보유자산, 소득, 주택점유형태별주거비용등이주택점유형태를결정하는핵심변수로알려져있다 (Goodman and Kawai, 1982; Gillingham and Hageman, 1983; Goodman, 1988; 박천규외, 2009). 그동안주택점유형태결정요인에대한연구들은대부분횡단면자료를이용하여특정시점에서의주택점유형태가어떠한요인에의해결정되는지를분석해왔다. 그러나횡단면자료는특정시점에서의인구학적ㆍ경제적특성에대한가구간의차이를통해가구의주택점유형태결정요인을분석함으로써특정가구의주택점유형태가시간이흐름에따라어떠한요인에의해유지되고또는변화되는가를분석하는데어려움이있다. 가구의주택점유형태를동태적으로분석하기위해서는특정가구의주택점유형태와사회ㆍ경제적영향요인들을시간에따라추적하는패널자료가필요하다. 이러한패널자료를이용한분석은가구별특성의차이뿐아니라개별가구의특성의변화와자료를통해관찰되지않는개별가구의이질적특성등을고려할수있으므로주택점유형태결정요인을보다정교하고체계적으로살펴볼수있는장점이있다. 패널자료를이용하여동태적인관점에서주택점유형태를분석한기존연구들은주로주거이동과주택점유형태의변화에초점을두어왔다. 이연구들은주로고연령가구의거주주택자산처분가능성을살펴보기위해자가에서임차로의주택점유형태변화결정요인을분석하거나 ( 정의철, 2013; 정의철ㆍ이경애, 2013; 이경애ㆍ정의철, 2014, 2016), 또는청년가구를대상으로임차에서자가로의주택점유형태변화결정요인을분석해왔다 ( 이소영ㆍ정의철, 2017a). 이러한연구들과달리본연구는가구가과거 ( 시점 ) 에선택한주택점유형태와현재시점 (시점) 에서선택한주택점유형태가밀접하게관련되어있는현상에초점을두고있다. 이러한현상에대해서는다음과같은두가지측면에서생각해볼수있다. 동태적인관점에서볼때가구는매시점마다이미선택된주택점유형태와가구가직면하는사회ㆍ경제적조건에따라효용을극대화하기위한주거이동과주택점유형태, 주택소비량에대한의사결정을한다. 가구는주거이동을하지않고과거에선택한주택점유형태를유지하면서주택

3 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 183 을소비할수있으며, 주거이동을통해과거와동일한주택점유형태로새로운주택소비량을선택할수도있고, 또는다른주택점유형태로전환하여새로운주택소비량을선택할수있다. 가구는각대안별로극대화된효용수준에따라가장높은효용수준을제공하는대안을선택하게된다. 그리고과거에선택한주택점유형태를유지하는것이하나의대안이된다는점에서이미선택된주택점유형태는새로운주택점유형태선택에영향을주게된다. 한편자가거주가구가지속적으로자가거주를유지하거나주거이동시다시자가거주를선택하는경향이높게나타나는것은다음과같은이유로존재할수있다. 첫째, 가구가자가거주를선택함으로써묵시적편익을얻을수있거나주택매매가격상승에따라자산을축적할수있는경우이러한이익을얻기위해지속적으로자가거주를선택하게된다. 1) 둘째, 거주하는주택을소유하면주거이동시임차거주에비해매우높은거래비용이수반되므로향후주택점유형태선택에대한제약조건이변화된다. 자가거주가구는거래비용을상쇄할만큼충분한편익이존재하지않은한주거이동을꺼려하여일단주택을소유하여거주하면해당주택에계속거주하게되는경향이높아진다. 이러한경향은 Heckman (1981) 의상태의존성 (state dependence) 개념과연관된다. 그는어떤개인이특정한사건또는상태를경험함에따라개인의선호나가격또는미래선택에대한제약조건이변하게되는데, 이경우과거의경험이미래의의사결정에실질적인영향을줄수있음을제시하고있다 (true state dependence). 그러나그는상태의존성이다른형태로존재할수도있음을설명하고있다. 본연구의초점인자가거주를예를들면과거에자가거주를선택한것이현재자가거주를선택하는데본질적인영향을주지않지만자료를통해관찰될수없는가구특성들 (unobserved individual heterogeneity) 이존재하고이러한특성들이시간에따라상관되어있다면, 추정과정에서이러한특성들이적절히통제되지않았을때마치과거의자가거주선택이현재의자가거주선택에영향을주는것처럼나타날수있다는것이다 (spurious state dependence). 이러한이유로실질적인 (true) 상태의존성을검정하기위해서는가구의관찰되지않은이질적특성을효과적으로통제할수있는실증분석기법이요구된다. 이상의논의는가구의주택점유형태에대한동태적결정과정에서과거에선택한주택점 1) 자가거주의묵시적편익은주거안정, 프라이버시와자존감의증대와같은심리적요인뿐아니라자가거주가구자녀의상대적으로우수한교육성과, 거주지역에서발생하는범죄의감소등과같은간접적인편익을포함함.

4 184 住宅硏究제 25 권제 4 호 유형태가명시적으로고려될필요가있음을제시한다. 동태적관점에서주택점유형태결정요인을분석하는것은다음과같은측면에서그의의를찾을수있다. 첫째, 주거이동과주거이동후의주택점유형태결정등에대한기존연구들에더하여주택점유형태의동태적의사결정과정에대한분석의폭을넓힐수있을것이다. 과거의주택점유형태를설명변수로설정하여주택점유형태간의시간적연관성을명시적으로분석한연구는그리많지않다. 2) 그리고이러한분석을통해자가거주와관련된상태의존성의성격과영향력을분석할수있을것이다. 위에서언급한바와같이자가거주의특성상자가거주의상태의존성은실질적 (true) 일가능성이높을것으로생각되나그영향력은실증분석을통해서파악해보아야한다. 둘째, 상태의존성의효과가크다는것은한편으로과거에임차를선택한가구가현재에자가거주를선택할확률이낮다는것이므로주택점유형태측면에서주거의상향이동이어렵다는것을의미한다. 상태의존성의효과는자가거주에대한선호와제약조건등에의해영향을받으므로계층별로다르게나타날수있다. 따라서사회적관심집단 ( 예를들면청년층 ) 에대한자가거주상태의존성의영향력을분석해봄으로써그시사점을얻을수있다. 셋째, 자가거주상태의존성의성격은주택정책적관점에서도중요한의미를갖는다. 대부분의국가에서주택구입자금대출이자비용에대한소득공제등과같은수단들을이용하여자가거주를권장하는정책을시행하고있다. 그이유는보다많은가구의주거안정을도모함으로써주택시장이안정적으로작동할수있고한편으로자가거주가제공하는사회적편익이크기때문인것으로알려져있다. 3) 자가거주의상태의존성이가성적 (spurious) 이아니라실질적 (true) 일때이러한정책의효과가더클것이다. 이러한배경에서본연구에서는주택점유형태의동태적의사결정에영향을주는요인들을자가거주를중심으로실증분석하고자한다. 이를위해 2004년부터 2015년까지의한국노동패널자료를이용하여개별가구의주택점유형태와관련변수들을측정하고, 종속변수의과거값이현재의종속변수에영향을주는동태모형에서필연적으로나타나는초기조건문제 (initial conditions problem) 와개별가구의관찰되지않는이질성을효과적으로처리할수있는동태적확률효과프로빗모형 (dynamic random effects probit model) 2) 주택점유형태의상태의존성은 Ioannides and Kan(1996) 과 Kan(2000) 에의해분석된바있으나실증분석과정에서수반되어야하는조건들이충분히고려되지않았음. 자세한내용은선행연구검토부분을참조할것. 3) 자가거주의사회적편익에대한자세한내용은 Dietz and Haurin(2003) 을참조할것.

5 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 185 을추정하였다. 본연구는다음과같이구성된다. 제2장에서는동태적측면에서의주택점유형태결정요인에대한선행연구를고찰하고제3장에서는동태적확률효과프로빗모형을설명하고추정을위한자료및관련변수측정방법을제시한다. 제4장에서는추정결과를해석하고제 5장에서는본연구를요약하며향후연구방향을제시한다. II. 선행연구검토 동태적측면에서주택점유형태결정요인을분석한연구는주로두가지방향에서이루어져왔다. 첫째는주택점유형태의전환에관한연구들로주택점유형태의변화가어떠한요인에의해발생되는지를분석하였다. 이연구들은대부분주택점유형태의변화시점 (timing) 을종속변수로선택하여위험률 (hazard rate) 모형을이용한실증분석을수행하였다. 예를들면 Di Salvo and Ermisch(1997) 는영국청년층의생애최초주택점유형태 ( 자가또는사회주택 ) 결정기간을분석하였으며, Andrew et al.(2006) 은미국과영국청년층의생애최초주택구입기간결정요인을비례적위험모형을이용하여비교분석하였다. 또한 Boehm and Schlottmann(2004) 은연속적위험률모형을이용하여미국청년임차가구의자가전환에영향을미치는요인과최초주택구입이후주택점유형태변화요인을추정하였으며, Boehm and Schlottmann(2014) 은분석대상을청년가구뿐아니라중장년층가구로확대하여유사한방법을이용하여미국및독일가구의주택점유형태변화결정요인을비교분석하였다. 한편 Painter and Lee(2009) 는미국의고연령가구를대상으로비례적위험모형을이용하여자가에서임차로의주택점유형태변화결정요인을추정하였으며, Tatsiramos(2006) 는오스트리아, 덴마크, 독일등유럽의 13개국가의패널자료를이용하여고연령가구의주거이동과주택점유형태전환결정요인을비례적위험모형으로추정하였다. 국내에서도위험률모형을이용하여주택점유형태전환결정요인을분석한연구들이존재하는데정의철 (2013) 은한국노동패널 7차년도에서 11차년도자료를이용하여가구주연령이 55세이상인고연령자가거주가구의자가에서임차로의주택점유형태전환결정요인을분석하였으며, 이경애ㆍ정의철 (2016) 은한국노동패널 6차년도에서 15차년도자

6 186 住宅硏究제 25 권제 4 호 료를이용하여고연령자가거주가구의주거이동과주택점유형태선택결정요인을경쟁위험모형으로분석한바있다. 또한이소영ㆍ정의철 (2017) 은한국노동패널 7차년도에서 17차년도자료를이용하여청년임차가구의자가전환위험률을추정하였다. 이상의연구들은패널자료의특성을이용하여주거이동을포함하여주택점유형태의동태적결정요인을분석하고있으나본연구에서초점을두고있는과거주택점유형태가현재의주택점유형태에미치는효과를명시적으로분석하지않았다. 이러한주택점유형태의상태의존성은 Ioannides and Kan(1996) 과 Kan(2000) 의연구에서일부분석되었는데이두연구에서는가구의동태적의사결정과정을주거이동과주거이동후의주택점유형태결정으로모형화하였다. Ioannides and Kan(1996) 은미국의 PSID(Panel Study of Income Dynamics) 패널자료중 1973년에서 1983년까지의자료를이용하여 200가구를대상으로주거이동여부와주거이동후주택점유형태 ( 자가또는임차 ) 에대한세가지선택대안을대상으로하는확률효과다중프로빗모형 (random effects multinomial probit model) 을추정하였다. 추정결과 기에자가거주를선택하였던가구는주거이동을하지않고계속자가로거주할확률이가장높으며, 만일주거이동을하였다면다시자가거주를선택할확률이임차를선택할확률보다높은것으로나타나자가거주의상태의존성이존재하고있음을제시하였다. Kan(2000) 은 Ioannides and Kan(1996) 의연구를확장하여현재와과거의주택점유형태와주거이동및주거이동계획이동시에결정되는확률효과를고려한연립방정식시스템 (random effects simultaneous equation system) 모형을추정하였다. 미국의 1970년에서 1992년까지의 PSID자료에서추출한 4,781 가구에대한불균형패널자료를이용한추정결과과거에자가거주를선택한가구는현재에도자가거주를선택할확률이높은것으로나타났다. 과거에자가거주를선택한가구가현재에자가거주를선택할확률에대한한계효과는 0.46으로추정되었다. Ioannides and Kan(1996) 과 Kan(2000) 의연구는가구의관찰되지않는이질성을확률효과를통하여제거하고또한동태적주택점유형태선택의핵심요인중하나인주거이동을명시적으로고려하여자가거주의상태의존성을분석하였다는점에서의의가있다. 그러나추정모형 ( 다중프로빗모형또는 4개의변수에대한연립방정식시스템 ) 의특성상과거의종속변수 ( 자가거주 ) 가현재의종속변수에영향을주는동태모형의추정에서필연적으로발생하는초기조건문제가구체적으로다루어지지않았다. 예를들어 기의주택점

7 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 187 유형태 ( 자가거주 ) 가 기의주택점유형태 ( 자가거주 ) 선택에영향을미친다는가설을설정한다면, 역시 기의주택점유형태는 기의주택점유형태의영향을받게될것이다. 따라서주택점유형태선택의동태적과정을체계적으로모형화하기위해서는분석의출발시점 ( ) 부터의주택점유형태가추정모형에고려되어야한다. 아래에서는이러한초기조건문제를구체적으로고려한실증분석모형을제시하기로한다. III. 실증분석모형및자료 1. 실증분석모형 본연구에서는 기의주택점유형태가 기의주택점유형태선택에영향을주는동태 적확률효과프로빗모형 (dynamic random effects probit model) 을실증분석모형으로 활용한다. 를 시점에서가구 의주택점유형태에대한잠재변수라고할때동태적확률 효과프로빗모형은다음과같이설정된다.,, (1) 여기서 은 시점의주택점유형태를의미하며, 는 기의설명변수벡터, 는 가구 의관찰되지않은특성, 는오차항으로평균이 0 이고분산이 인정규분포를갖 는다고가정한다. 기에 대신관찰되는주택점유형태는다음과같다. 즉, 기에가구 가자가거주를 선택하였으면 1 의값을갖고, 그렇지않으면 0 의값을갖는다. if if (2) 한편 가시간적으로독립적이라하더라도 를포함한오차항 는가구의 개별적특성 ( ) 때문에시간적으로상관관계가존재한다. 와 의상관계수 () 는다음 과같다.

8 188 住宅硏究제 25 권제 4 호, ( ) (3) 식 (3) 에서 로가정하면, 를표준정규확률누적함수라할때 기에가구 의주택 점유형태 ( ) 에대한확률은 (4) 식 (1) 과 (2) 를보면 ( 따라서 ) 는 에영향을받는다. 만일모든가구의출발시점 이같다고한다면 는순수한외생변수로취급할수있다. 그러나일반적으로패널자료는 가구의일련의의사결정이진행되는어느특정시점부터관찰되므로자료의출발시점에서 의 은순수한외생변수가아니며따라서가구의관찰되지않은특성 ( ) 에의해서영향 을받는다. 만일이러한영향이통제되지않는다면추정치 는일관적이지않으며과대추 정되므로상태의존성 () 의크기도과장될가능성이높다 (Heckman, 1981; Skrondal and Rabe-Hesketh, 2014). 이러한문제를초기조건문제라고하는데 Heckman(1981), Orme(2001), Wooldridge (2005) 등에의해이문제에대한해결책이제시되었다. 4) Heckman(1981) 은초기상태의 잠재변수 ( ) 와초기상태의잠재변수에영향을주는설명변수간의관계에대한부수적선 형축약식을설정하여식 (1) 과동시에추정할것을제안하였으며, Orme(2001) 은 를 와상관성이없는또다른특성변수의함수로설정하여식 (1) 에포함시켜추정하는 2 단 계방법을제시하였다. 한편 Wooldridge(2005) 는보다단순한형태로초기조건문제를해결하는방법을제시 하였다. 그는초기조건문제는관찰되지않는특성 와 의관계에의해서발생되므로 를 와 에영향을주는변수들 ( ) 의함수로가정하였다. (5) 4) 자세한내용은 Arulampalam and Stewart(2009) 를참조할것.

9 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 189 여기서 로 1기부터 기까지의변수들을포함하며, 는이에대응 하는추정계수벡터이고, 는 및 에독립적인순수오차항으로평균이 0, 분산이 인정규분포를갖는다. 그러나현실적으로 를구성하는변수의수가많을수록, 그리고 가클수록추정에이용되어야하는변수의수가비례적으로증가하는문제가발생하므로실제추정에서는분석기간동안의 의평균값이추정에이용되는데 Skrondal and Rabe-Hesketh(2013) 의모의실험결과다음과같은형태의축약모형이오차가가장적은것으로나타났다. (6) 는 1 기에서 기까지의순수외생변수들의평균으로구성된벡터이며, 는 0 기의 순수외생변수벡터이다. 식 (6) 을식 (1) 에대입하여얻을수있는우도함수는 (7) 여기서 는식 (6) 의 에대한정규확률밀도함수이다. 식 (6) 의정의상 는,, 그리고 와상관되어있지않으므로식 (7) 은일반적인확률효과프로빗모형을이용하여추정할수있으며 5), 가구의관찰되지않은이질성을적절히통제하면서상태의존성 ( ) 을감안한주택점유형태의동태적결정요인을추정할수있다. 6) 또한 Wooldridge (2005) 는이방법을이용하여 과 에대한평균적한계효과 (average partial effect) 를계산할수있음을제시하였다. 본연구에서는 Wooldridge(2005) 모형을이용하여주택점유형태의동태적결정요인을추정하였다. 5) 본연구에서는 STATA 14 의 xtprobit 을이용하여모형을추정하였음. 6) 주택점유형태의상태의존성에대한검정은귀무가설 에대한기각, 채택여부를통해서이루어짐.

10 190 住宅硏究제 25 권제 4 호 2. 자료및변수 1) 자료및변수측정 분석에이용되는기초자료는한국노동연구원의한국노동패널자료로 7차년도 (2004년) 부터 18차년도 (2015 년 ) 조사의가구자료이다. 분석기간은국토교통부 2016년일반가구주거실태조사결과자가거주가구의평균거주기간이 10.6년임을고려하였다. 분석대상은 2004년에가구주의연령이만 55세이하인가구이며, 이들가구를대상으로 2004년부터 2015년까지의주택점유형태를추적하여이기간동안주택점유형태가모두관찰되는가구를대상으로균형패널표본을구성하였다. 가구주연령이만 55세를초과하는가구는생애주기적인측면에서은퇴시점에가깝거나또는은퇴가이루어진가구일가능성이높기때문에 55세이하인가구와는주택점유형태결정행태가다를것으로예상되므로표본에서제외하였다. 7) 추정에이용되는모든변수를측정할수있는가구는총 1,572가구이며, 분석의초기년도 (2004년) 를제외하면 2005년에서 2015년까지 11년동안의총 17,292 관찰치 (household-year observations) 가생성된다. 8) 종속변수인가구의주택점유형태 ( ) 는자가선택시 1, 임차선택시 0의값을부여하였다. 설명변수 ( ) 는가구의인구학적특성, 경제적특성, 주거비용특성으로구성하였다. 인구학적특성변수는가구주연령, 가구주성별 ( 남성 =1), 혼인상태 ( 결혼 =1), 고등학생 ( 재수생포함 ) 이하자녀수를포함하였다. 경제적특성변수로는가구의실질항상소득 ( 로그값 ) 과가구실질순자산 9) 을고려하였으며주거비용변수로상대주거비용 ( 소유비용 / 임차비용 ) 을이용하였다. 7) 선행연구에서소개한고연령가구의주택소비결정에대한연구들은주로가구주연령이 50세또는 55세이상인가구를대상으로하고있음. 이연구들은고연령대의가구들은은퇴등의영향으로소득을통해필요한소비를충당하지못하고주택을포함한보유자산을처분할가능성이높기때문에주택소비의확장기또는안정기인다른연령대와는상이한주택소비행태를보일수있음을가정하고있음. 이에대한이론적논의는 Jones(1997) 를참조하고, 실증분석결과에대해서는정의철 (2013), 정의철ㆍ이경애 (2013) 등을참조할것. 8) 2004년은초기년도 ( ) 로 2004년의주택점유형태가실증분석모형에서 에해당됨. 9) 순자산은총자산 ( 현재거주주택시가및보증금 + 거주주택외부동산시가및보증금 + 금융자산 ) 에서총부채를뺀값으로계산하였으며, 이를연도별, 지역별소비자물가지수를이용하여 2009년기준실질값으로변환하였음.

11 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 191 소득변수는주택의내구재로서의특성과주택보유기간동안안정적대출상환의필요성을감안하여실질항상소득을추정하여이용하였다. 실질항상소득은가구총소득을연도별, 지역별소비자물가지수를이용하여분석기간 (2004~2015) 의중간년도인 2009년기준의실질가구소득으로환산한값을종속변수로, 가구주성별, 가구주연령및연령제곱, 교육수준및교육수준제곱, 실질순자산, 지역및연도더미변수를설명변수로설정하여토빗모형으로추정한결과의예측치를이용하였다. 10) 한편상대주거비용 ( 소유비용 / 임차비용 ) 을구하기위해서는가구의주택점유형태와관계없이소유비용과임차비용이측정되어야한다. 즉, 가구가소유한주택에거주하는경우해당주택의소유비용뿐아니라해당주택을임차하였을경우지불해야하는임차비용이계산되어야하고, 가구가주택을임차하여거주하는경우해당주택의임차비용뿐아니라해당주택을소유하였을경우지불해야하는소유비용이계산되어야한다. 해당주택의대체적주택점유형태 ( 소유의경우임차, 임차의경우소유 ) 에대한주거비용은헤도닉기법을이용하여해당주택의임대료와주택매매가격을추정하여계산하였다. 실질항상소득추정절차와상대주거비용측정절차는부록에자세히설명되어있다. 2) 기초통계량 < 표 1> 은 2005년부터 2015년까지특정년도 () 와그이전년도 ( ) 의주택점유형태에따른가구분포를보여준다. 2005년에서 2015년기간동안특정년도 () 에자가거주를선택한가구 (11,355 가구 ) [(a)] 중약 94.4% 인 10,717 가구 [(b)] 가전년도 ( ) 에서도자가거주를선택하였다. 이비율은특정시점에일단자가거주를선택하면그다음시점에는주거이동을하였던, 아니면기존주택에계속거주하던자가거주가계속유지되고있음을보여준다. 이비율을 2004년도기준가구주연령대별로구분하여살펴보면가구주연령이 35세이하인가구의경우 88.8%, 36-45세이하인가구에서는 94.7%, 46-55세이하인가구의경우약 96.6% 이다. 가구주연령대가높은가구일수록이비율이더높게나타나고있음을알수있다. 10) 가구총소득이 0인가구가존재하므로절단된 (censored) 분포를가정한토빗모형을추정에이용하였음.

12 192 住宅硏究제 25 권제 4 호 < 표 1> 인접년도간 ( 기와 기 ) 주택점유형태별가구분포 전체 가구주연령 35 세이하 가구주연령 세이하 가구주연령 세이하 자가 (t) (a) 11,355 2,176 4,373 4,806 자가 (t) 자가 (t-1) (b) 10,717 1,932 4,141 4,644 자가 (t) 임차 (t-1) 임차 (t) 5,937 1,971 2,249 1,717 임차 (t) 자가 (t-1) 임차 (t) 임차 (t-1) 5,515 1,838 2,095 1,582 [(b)/(a)](%) 주 : 가구주연령은 2004년기준 < 표 2> 는 기의주택점유형태별기초통계량을제시하고있다. 2005년부터 2015년까지전체가구의 65.7%(11,355 가구 ) 는자가거주를선택하였고, 나머지 34.3%(5,937 가구 ) 는임차거주를선택하였다. < 표 1> 에서보여준바와같이 기에자가거주를선택한가구중 94.4%(10,717 가구 ) 는 기에자가거주를선택한가구였으며, 반면 기에임차거주를선택한가구 (5,937 가구 ) 중 7.1%(422 가구 ) 만이 기에자가거주를선택한가구였다. < 표 2> 기의주택점유형태별설명변수의기초통계량 변수 자가거주 (t기) 임차거주 (t기) 전체평균표준편차평균표준편차평균표준편차 주택점유형태 (t-1)( 자가 = 1) 가구주연령 ( 세 ) 가구주성별 ( 남성 = 1) 가구주혼인상태 ( 결혼 = 1) 자녀수 ( 명 ) 실질항상소득 ( 천만원 ) 실질순자산 ( 천만원 ) 상대주거비용 가구수 11,355 5,937 17,292 전체적으로임차거주를선택한가구에비해자가거주를선택한가구의가구주연령이 높으며, 가구주가남성인가구의비율이높고, 가구주가배우자가있는가구의비율이높으

13 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 193 며, 자녀수도많은것으로나타나고있다. 주택점유형태를결정하는핵심경제변수들을살펴보면자가거주를선택한가구의실질항상소득 (2009년기준 ) 의평균은 4,460만원으로임차를선택한가구의실질항상소득의평균 (3,770만원) 보다 690만원더많으며, 실질순자산도자가거주를선택한가구가임차거주를선택한가구보다평균적으로약 1억 6천만원정도더많은것으로나타나고있다. 또한상대주거비용 ( 소유비용 / 임차비용 ) 도자가거주를선택한가구는평균 0.74인반면임차거주를선택한가구는평균 1.72로매우높게나타나고있다. IV. 추정결과 1. 전체표본 < 표 3> 은전체표본을대상으로가구의주택점유형태결정요인에대한확률효과프로빗모형추정결과를보여준다. (A) 는과거의주택점유형태 ( 자가거주 = 1) 를고려하지않은일반적인확률효과프로빗모형추정결과이며, (B) 는과거의주택점유형태를고려한동태적확률효과프로빗모형추정결과이다. (C) 는과거의주택점유형태의효과를 2004년도의가구주연령대별로구분한추정결과이다. 모형 (A) 는모형 (B) 및모형 (C) 와동일한표본을유지하기위해분석의출발시점인 2004년을제외하고 2005년부터 2015년까지의패널자료를이용하여추정하였다. 11) 추정결과를살펴보면먼저 에대한추정계수값이 0.872로매우높으며, 통계적으로유의하게나타났다. 에대한추정계수는식 (3) 에서 를가정하였을때얻게되는오차항의분산중 가기여하는부분으로추정오차의분산중 87.2% 가 에의해발생되고있다는것을의미한다. 따라서통합프로빗모형을통한추정보다 의영향을고려한확률효과프로빗모형이더욱적절한추정방법임을보여준다. 설명변수들의영향을살펴보면가구주연령이높을수록, 가구주가결혼상태일수록, 자가거주를선택할확률이높은것으로나타났다. 또한예상과같이가구의실질항상소득이높을수록, 실질순자산이많을수록, 그리 11) 모형 (B) 와 (C) 는 2004년의자가거주더미가설명변수로이용되므로실제표본은 2005년부터 2015년까지의가구로구성됨.

14 194 住宅硏究제 25 권제 4 호 고상대주거비용 ( 소유비용 / 임차비용 ) 이낮을수록자가거주를선택할확률이높은것으로추정되었다. 한편가구의전년도주택점유형태 ( 자가거주 (t-1)) 를설명변수로이용한동태적주택점유형태결정모형추정결과 (B) 를보면전년도의자가거주더미에대한추정계수가양 (+) 으로매우높은통계적유의성을보여주고있어, 전년도에자가거주를선택한가구가현재년도에도자가거주로유지될가능성이매우높다는것을알수있다. 이러한결과는앞의실증분석모형구축과관련된내용에서설명한바와같이가구의관찰되지않은이질적특성 ( ) 을통제한상태에서얻어진결과이므로가구의주택점유형태에대한상태의존성은가성적 (spurious) 이아니라실질적 (true) 으로존재하고있음을의미한다. 즉, 가구가일단자거거주를선택하게되면주거이동에따른거래비용의영향으로주거이동을하지않거나또는자가거주로얻을수있는묵시적편익이나주택자산가치상승등의효과로인해가구의주택점유형태에대한선호가변화되어주거이동후다시자가거주를선택한결과로해석할수있다. 12) 모형 (B) 의결과를보면모형 (A) 에서통계적으로유의하였던가구주혼인상태변수가더이상유의하지않았다. 가구주혼인상태변수가자가거주에대한선호를반영하는것이라면이변수가자가거주확률에미치는영향들은자가거주의상태의존성에의해반영되고있다고할수있다. 그러나가구의경제적변수인실질항상소득과실질순자산은자가거주의상태의존성을설명변수로명시적으로포함한경우에도자가거주선택확률에양 (+) 의유의한영향을주는것으로, 상대주거비용은음 (-) 의유의한영향을주는것으로분석되었다. 13) 12) 익명의심사위원은과거의자가거주선택의결과가현재의자가거주선택에미치는영향을주거이동을하지않은경우 상태지속성, 주거이동을한경우 상태의존성 으로구분하는것이바람직하다고제안하였음. 주거이동여부에따라과거의자가거주선택의결과가현재의자가거주선택에미치는영향을구분하는것은바람직한것으로생각되나기존문헌에서상태의존성 (state dependence) 과상태지속성 (state persistence) 을거의동일한개념으로취급하고있고본연구에서주거이동을따로구분하지않았으므로용어를상태의존성으로통일하여논의를진행하기로함. 13) 익명의심사위원의제안에따라 Stewart(2007) 와 Plum and Ayllon(2015) 을참고하여모형 (B) 에대하여자가거주의상태의존성변수에대한추정계수에확률항을추가한 [ ] 모형을추정하였음. 추정계수의크기와추정계수의통계적유의성은모형 (B) 와유사하였으며, 과 은통계적으로유의하였으나공분산에대한추정계수는유의하지않았음. 추정결과는부록을참조할것.

15 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 195 < 표 3> 주택점유형태결정요인확률효과프로빗추정결과 1 ( 자가거주 = 1) (A) (B) (C) 추정계수 t값 추정계수 t값 추정계수 t값 상수항 자가거주 ( ) *** *** 자가거주 ( ) 45세이하 *** 2.62 자가거주 ( ) 55세이하 ** 2.52 가구주연령 ( 세 ) *** *** *** 2.75 가구주성별 ( 남성 = 1) 가구주혼인상태 ( 결혼 = 1) ** 자녀수 ( 명 ) log( 실질항상소득 )( 천만원 ) *** *** *** 3.58 실질순자산 ( 천만원 ) *** *** *** 5.06 상대주거비용 *** *** *** *** *** *** 8.85 Log-L -4, , , 표본수 17,292 17,292 17,292 가구수 1,572 1,572 1,572 주 : 모형 (A) 는 2005~2015년까지의패널자료를이용하여추정함. 모형 (B) 와 (C) 에서는식 (6) 또는 (7) 에 서설명한바와같이위표에서제시된설명변수이외에 2004년의주택점유형태더미 ( 자가거주 = 1) ( ) 와가구특성, 실질항상소득, 실질순자산, 상대주거비용에대한 2004년값 ( ) 과 2005년부터 2015년까지의평균 ( ) 을추가설명변수로이용하였음. * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 한편모형 (C) 에서는전년도자가거주더미변수에가구주연령더미를곱하여자가거주의상태의존성이가구의생애주기에따라서로차별적으로나타나고있는지를분석하였다. 추정결과를보면자가거주의상태의존성추정계수는가구주연령대가높아짐에따라더커지는것으로나타났다. 모형 (C) 에서전년도자가거주더미에곱해진가구주연령더미에대해가구주연령 35세이하를기준더미로이용하였으므로자가거주 (t-1) 에대한추정계수 (2.17) 는가구주연령이 35세이하인가구에대한자가거주의상태의존성추정계수이며, 가구주연령이 36-45세이하인가구의상태의존성추정계수는 2.386(= ), 가구주연령이 세이하인가구의상태의존성추정계수는 2.421(= ) 로계산된다. < 표 3> 에서제시한추정결과를이용하여주요변수에대한한계효과를계산할수있다. 확률효과프로빗모형에서설명변수 에대한한계효과는다음과같이계산된다 (Arulampalam, 1998). 가표준정규확률밀도함수이고 가설명변수 에대한추정계수라할때

16 196 住宅硏究제 25 권제 4 호 (8) 식 (8) 을모든시점 () 과가구 ( ) 별로합하고다시 와 으로나누면한계효과의평균 (APE: average partial effect) 을구할수있다 (Wooldridge, 2005). (9) 한편 년도에자가거주를선택한가구가 년도에자가거주를선택할확률에대한 한계효과는 가표준정규누적확률함수일때 (10) 아래 < 표 4> 는이상의절차를거쳐계산된주요변수들의한계효과이다. 주택점유형태결정의핵심변수들인실질항상소득, 실질순자산, 상대주거비용의한계효과를살펴보면과거의주택점유형태를고려하지않은일반적인확률효과프로빗모형 [(A)] 의추정결과를이용한경우에비해과거의주택점유형태를고려한동태적확률효과프로빗모형 [(B), (C)] 의추정결과를이용하였을때의한계효과크기가상대적으로작은것으로나타났는데자가거주 (t-1) 변수가관련변수들의영향을일정부분흡수하였기때문으로생각된다. 모형 (B) 와 (C) 의추정결과를이용하여한계효과를살펴보면실질항상소득의로그값이 1단위증가하면가구가자가거주를선택할확률은약 12%p 증가하며, 가구실질순자산이 1천만더높으면자가거주를선택할확률이약 0.1%p 높아진다. 반면상대주거비용이 1단위더증가하면자가거주를선택할확률은약 2%p 감소하는것으로계산된다.

17 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 197 < 표 4> 주요변수의한계효과 (APE) 설명변수 (A) (B) (C) 자가거주 (t-1) 자가거주 (t-1) (35세이하 ) 자가거주 (t-1) (36-45세이하 ) 자가거주 (t-1) (46-55세이하 ) log( 실질항상소득 ) 실질순자산 상대주거비용 한편 년도에자가거주를선택한가구가임차거주를선택한가구에비해 년도에자가거주를선택할확률은전체적으로 0.517로나타나는데이를가구주연령대별로구분하여계산하면가구주연령이 35세이하가구의경우 , 가구주연령이 36-45세이하인가구는 , 가구주연령이 46-55세이하인가구는 로 < 표 1> 에서언급한바와같이가구주연령이높을수록자가거주의상태의존성의정도가더높은것으로나타났다. 2. 가구주연령계층별표본 < 표 5> 은추정에이용된표본가구를 2004년의가구주연령계층별로구분한동태적확률효과프로빗모형추정결과이다. 추정결과를살펴보면자가거주 (t-1) 변수에대한추정계수가모든연령계층별표본에서통계적으로유의한양 (+) 의값을가지고있어가구주의연령계층내에서도자가거주의상태의존성이존재하는것으로나타나고있다. 가구특성변수들은 36-45세이하표본과 46-55세이하인표본에서가구주연령변수가통계적으로유의한결과를보인것이외에대부분낮은유의수준을가지고있어앞에서언급한바와같이상태의존성변수에의해그효과들이흡수된것으로생각된다. 한편경제적변수의영향은연령계층에따라다르게나타났다. 실질항상소득변수는가구주연령이 35세이하표본과 46-55세이하인표본에서는양 (+) 으로통계적으로유의하였으나가구주연령이 36-45세이하인계층에서는유의하지않았다. 실질순자산변수는모든연령계층에서양 (+) 으로유의하였으나, 가구주연령이 35세이하표본에

18 198 住宅硏究제 25 권제 4 호 < 표 5> 주택점유형태결정요인확률효과프로빗추정결과 2 ( 자가거주 = 1) 35세이하 (D) 36-45세이하 (E) 46-55세이하 (F) 추정계수 t값 추정계수 t값 추정계수 t값 상수항 자가거주 (t-1) *** *** *** 가구주연령 ( 세 ) ** ** 2.07 가구주성별 ( 남성 = 1) 가구주혼인상태 ( 결혼 = 1) 자녀수 ( 명 ) * log( 실질항상소득 )( 천만원 ) ** ** 2.04 실질순자산 ( 천만원 ) * *** *** 2.55 상대주거비용 *** *** *** *** *** *** 5.69 Log-L -1, , 표본수 4,147 6,622 6,523 가구수 주 : 위표에서제시된설명변수이외에 2004년의주택점유형태더미 ( 자가거주 = 1)( ) 와가구특성, 실질 항상소득, 실질순자산, 상대주거비용에대한 2004년값 ( ) 과 2005년부터 2015년까지의평균 ( ) 을추 가설명변수로이용하였음. * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 서는유의성이상대적으로낮았다 ( 유의수준 10%). 이러한결과는자가거주의상태의존성이존재할때경제적변수들이자가거주선택에미치는영향이연령계층별로다르게나타날수있다는것을보여준다. 상대주거비용은모든연령계층에서자가거주선택확률을낮추는것으로추정되었다. 아래 < 표 6> 은 < 표 5> 의추정결과에기초해계산된연령계층별주요변수들의한계효과를보여준다. 14) 자가거주에대한상태의존성의한계효과는가구주연령이 35세이하인표본에서가장높게 (0.5992) 계산되었다. 자가거주에대한상태의존성의한계효과는과거에자가거주를선택하였을때 (d) 와임차거주를선택하였을때 (e) 현재의자가거주선택확률의차이 (c) 로계산된다. < 표 6> 을보면젊은연령계층의경우과거에자가거주를선택하고현재에도자가거주를선택할확률은 로다른연령계층보다낮았으나과거에임차거주를선택하고현재에자가거주를선택할확률이 으로다른연령계층보다 14) < 표 4> 는연령계층간의상태의존성의효과를의미하는반면 < 표 6> 의결과는동일한연령계층내에서의상태의존성의효과를의미함.

19 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 199 크게낮아상태의존성의효과가가장높은것으로나타났다. 이결과는젊은연령계층내에서임차에서자가로의주거상향이동에대한선호가다른연령계층에비해상대적으로낮다는것을의미한다. 15) 이결과는소득, 자산, 주거비용등주택점유형태결정에영향을주는경제적요인들을통제한상태에서계산된것이므로가구의경제적조건이자가거주선택에미치는영향과는구별되어야한다. 반면실질항상소득이자가거주선택확률에미치는한계효과는다른연령계층표본에비해 35세이하연령계층표본에서더높게나타났으며, 상대주거비용이자가거주선택확률에미치는한계효과도 35세이하연령계층표본에서가장높았다. 이러한결과는자가거주의상태의존성효과를고려하더라도젊은계층이상대적으로높은연령계층에비해자가거주선택이실질항상소득이나상대주거비용과같은핵심변수에더민감하다는것을보여준다. < 표 6> 연령계층별주요변수의한계효과 (APE) 설명변수 35세이하 36-45세이하 46-55세이하 자가거주 (t-1) (c) = (d) - (e) (d) (e) log( 실질항상소득 ) 실질순자산 상대주거비용 주 : 가구주연령은 2004년기준. - 로표시된것은추정계수가유의하지않은경우임. < 표 6> 의결과는 2004년기준의가구주연령에따라연령계층을구분한것이므로최근의연령계층별차이를살펴보는데한계가있다. 따라서 < 표 7> 에서는 2010년부터 2015년까지의패널자료를이용하여 2010년의가구주연령을기준으로연령계층을구분하여위와동일한방법으로연령계층별주요변수의한계효과를계산하였다. 과거의자가거주선택이현재의자가거주선택에미치는영향은연령계층별로큰차이가없는것으로나타났다. 그러나과거에임차거주를선택이현재의자가거주선택에미치는영향은연령계층별로 15) 젊은연령계층 ( 청년층 ) 의자가거주에대한선호가왜낮은지에대해서는이소영ㆍ정의철 (2017b) 에서높은주택가격을하나의이유로분석하고있으나보다폭넓은분석이요구됨.

20 200 住宅硏究제 25 권제 4 호 큰차이가있다 세연령계층에서는그크기가 로매우높은반면 35 세이하 젊은계층에서는 로가장낮았다. < 표 7> 연령계층별주요변수의한계효과 (APE) ( 년표본 ) 설명변수 35세이하 36-45세이하 46-55세이하 자가거주 (t-1) log( 실질항상소득 ) 실질순자산 상대주거비용 표본수 2,736(456 가구 ) 4,110(685 가구 ) 3,942(657 가구 ) 주 : 가구주연령은 2010년기준. - 로표시된것은추정계수가유의하지않은경우임. V. 결론 동태적인관점에서볼때가구는매시점마다가구가직면하는사회ㆍ경제적조건에따라현재의주택점유형태와주택소비량이제공하는효용수준과미래의선택대안이제공하는효용수준을비교하여효용을극대화하기위한주택점유형태와주택소비량을선택한다. 또한가구가자가거주를선택하는경우자가거주가제공하는묵시적편익, 자산의축적, 주거이동시발생하는높은거래비용등으로미래의주택점유형태선택에대한선호와제약조건이변화하게된다. 이에따라자가거주가구는주거이동없이기존주택에계속거주하거나주거이동시에도다시자가거주를선택하는경향이나타난다. 따라서과거의의사결정이현재의의사결정에영향을주는동태적모형을주택점유형태를대상으로분석하기위해서는자가거주의상태의존성이분석에고려될필요가있다. 본연구에서는 2004년부터 2015년까지의한국노동패널자료를이용하여이원적종속변수에대한동태모형분석에서나타나는초기조건문제와개별가구의관찰되지않는이질성을효과적으로처리할수있는동태적확률효과프로빗모형을추정하였다. 추정결과우리나라가구의자가거주선택에는실질적인 (true) 상태의존성이존재하고

21 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 201 있으며, 그영향력은가구주연령이높아질수록더큰것으로나타났다. 한편가구주의연령계층으로구분된표본을이용한추정결과에서도모든연령계층에서자가거주선택에상태의존성의영향이존재하였으며, 연령계층내에서의상태의존성의영향력은젊은연령계층에서상대적으로더큰것으로분석되었다. 상태의존성의영향력을세분화하여분석한결과젊은연령계층에서상대의존성의영향력이높게나타나는것은젊은연령계층의임차가구가다른연령계층에비해임차에서자가로의주거상향이동에대한선호가낮았기때문이었다. 젊은연령계층에서임차에서자가로의주거상향이동에대한선호가왜낮은지에대해서는폭넓은분석이필요할것으로생각된다. 젊은연령계층의자가거주비율을높이는것이정책방향이라고한다면이연령계층이다른연령계층에비해임차에서자가로의주택점유형태전환에대한선호가상대적으로낮다는점을정책대안을모색하는데고려해야할것이다. 자가거주의상태의존성영향력을통제한상태에서주요변수들의자가거주선택에대한한계효과를보면소득이자가거주선택에미치는영향력이다른연령계층에비해높은것으로나타났다. 따라서젊은연령계층의소득창출능력을높이고안정적으로소득을창출할수있는기회를넓히는것이이들의자가거주비율을높이는유용한정책방향이될수있을것으로생각된다. 본연구에서는자가거주의묵시적편익, 주택자산가치의상승, 주거이동에대한거래비용등의요인으로자가거주에상태의존성이존재하고그영향력이연령계층별로다를수있으며, 특히젊은계층내에서의영향력이다른연령계층내에서의영향력보다높게나타나고있음을분석하였으나주택점유형태의동태적결정과정에서필연적으로나타나는주거이동을명시적으로고려하지않았다는한계가존재한다. 가구의주거이동을명시적으로고려하게되면자가거주의상태의존성을자가거주유지 ( 주거이동이없는경우 ) 와자가거주신규선택 ( 주거이동이존재하는경우 ) 으로구분하여보다구체적으로분석해볼수있을것이다. 또한자가거주의상태의존성은다양한집단에따라서로다르게나타날가능성이높다. 본연구에서는가구주연령을기준으로연령계층을구분하여분석하였지만, 가구규모나거주지역등으로구분한분석도의미있는연구가될것으로생각된다.

22 202 住宅硏究제 25 권제 4 호 참고문헌 1. 박천규ㆍ이수욱ㆍ손경환, 가구생애주기를감안한주택수요특성분석연구, 국토연구, 제60권, 국토연구원, 2009, pp 이경애ㆍ정의철, 고연령소유가구의주거이동및주택점유형태결정요인분석 : 가구주의성별차이점을중심으로, 주택연구, 제22권제3호, 한국주택학회, 2014, pp 이경애ㆍ정의철, 경쟁위험모형을이용한고연령자가거주가구의주택소비조정에관한연구, 부동산학연구, 제22집제4호, 한국부동산분석학회, 2016, pp 이소영ㆍ정의철, 패널자료를이용한청년층임차가구의자가전환결정요인분석, 주택연구, 제25권제1호, 한국주택학회, 2017a, pp 이소영ㆍ정의철, 청년층임차가구의주택구입계획과저축결정요인에관한연구, 부동산학연구, 제23집제3호, 한국부동산분석학회, 2017b, pp 이수욱ㆍ김태환ㆍ황관석ㆍ변세일ㆍ이형찬, 저성장시대청년층주거안정을위한정책방안연구, 국토연구원, 정의철, 고연령가구의주택점유형태변화결정요인분석, 국토연구, 제77권, 국토연구원, 2013, pp 정의철, 고연령자가거주가구의주거소비조정결정요인분석, 주택연구, 제24권제 2호, 한국주택학회, 2016, pp 정의철ㆍ이경애, 고연령소유가구의주거이동및주택점유형태결정요인분석, 주택연구, 제21권제3호, 한국주택학회, 2013, pp Andrew, Mark, Donald Haurin and Abdul Munasib, Explaining the Route to Owner-occupation: A Transatlantic Comparison, Journal of Housing Economics, Vol. 15, Issue 3, 2006, pp Arulampalam, Wiji, A Note on Estimated Coefficients in Random Effects Probit Models, Working Paper, 1998, University of Warwick. 12. Arulampalam, Wiji and Mark B. Stewart, Simplified Implementation of the Heckman Estimator of the Dynamic Probit Model and a Comparison with Alternative Estimators, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 71, No. 5, 2009, pp Boehm, Thomas P. and Alan M. Schlottmann, The Dynamics of Race, Income,

23 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 203 and Homeownership, Journal of Urban Economics, Vol. 55, Issue 1, 2004, pp Boehm, Thomas P. and Alan M. Schlottmann, The Dynamics of Housing Tenure Choice: Lessons from Germany and the United States, Journal of Housing Economics, Vol. 25, 2014, pp Dietz, Robert and Donald Haurin, The Social and Private Micro-level Consequences of Homeownership, Journal of Urban Economics, Vol. 54, 2003, pp Di Salvo, P. and John Ermisch, Analysis of the Dynamics of Housing Tenure Choice in Britain, Journal of Urban Economics, Vol. 42, 1997, pp Gillingham, Robert and Robert Hageman, Cross-sectional Estimation of a Simultaneous Model of Tenure Choice and Housing Services Demand, Journal of Urban Economics, Vol. 14, 1983, pp Goodman, Allen, An Econometric Model of Housing Price, Permanent Income, Tenure Choice, and Housing Demand, Journal of Urban Economics, Vol. 23, 1988, pp Goodman, Allen and Masahiro Kawai, Permanent Income, Hedonic Prices, and Demand for Housing: New Evidence, Journal of Urban Economics, Vol. 12, 1982, pp Hendershott, Patric and Joel Slemrod, Taxes and the User Cost of Capital for Owner-Occupied Housing, AREUEA Journal, Vol. 10, 1983, pp Heckman, J. J. Heterogeneity and State Dependence, in Rosen S. (ed.), Studies in Labor Markets, 1981, University of Chicago Press, Chicago, IL. 22. Ioannides, Yannis and Kamhon Kan, Structural Estimation on Residential Mobility and Housing Tenure Choice, Journal of Regional Science, Vol. 36, No. 3, 1996, pp Jones, L. D., The Tenure Transition Decision For Elderly Homeowners, Journal of Urban Economics, Vol. 41, 1997, pp Kan, Kamhon, Dynamic Modelling of Housing Tenure Choice, Journal of Urban Economics, Vol. 48, 2000, pp

24 204 住宅硏究제 25 권제 4 호 25. Orme, C. D., Two-step Inference in Dynamic Non-linear Panel Data Models, Technical Report, 2001, School of Economic Studies, University of Manchester. 26. Painter, G. and K. Lee, Housing Tenure Transitions of Older Households: Life Cycle, Demographic, and Family Factors, Regional Science and Urban Economics, Vol. 39, 2009, pp Plum, A. and S. Ayllon, Heterogeneity in Unemployment State Dependence, Economics Letters, Vol. 136, 2015, pp Skrondal, Anders and Sophia Rabe-Hesketh, Avoiding Biased Versions of Wooldridge s Simple Solution to the Initial Conditions Problem, Economics Letters, Vol. 120, 2013, pp Skrondal, Anders and Sophia Rabe-Hesketh, Handling Initial Conditions and Endogenous Covariates in Dynamic/transition Models for Binary Data with Unobserved Heterogeneity, Applied Statistics, Vol. 63, Part 2, 2014, pp Stewart, M. B., The Interrelated Dynamics of Unemployment and Low-Wage Employment, Journal of Applied Econometrics, Vol. 22, 2007, pp Tatsiramos, K., Residential Mobility and Housing Adjustment of Older Household in Europe, IZA Discussion Papers, No. 2435, Wooldridge, J. M., Simple Solutions to the Initial Conditions Problem in Dynamic, Nonlinear Panel Data Models with Unobserved Heterogeneity, Journal of Applied Econometrics, Vol. 20, 2005, pp 접수일 심사일 심사완료일

25 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 205 부록 1. 항상소득추정 개별가구의항상소득을추정하기위하여가구실질총소득 ( 천만원 ) 16) 을종속변수로, 가구주의성별 ( 남성 =1), 가구주의연령및연령제곱, 가구주교육수준및교육수준제곱 17), 가구실질순자산, 시점더미 ( 기준더미 : 2004년 ) 와지역더미 ( 기준더미 : 서울 ) 를설명변수로하는토빗모형을추정하였다. < 부표 1> 은추정결과를보여준다. < 부표 1> 가구소득추정결과 설명변수 추정계수 t-값 상수항 가구주성별 ( 남성 =1) 0.786*** 가구주연령 0.244*** 가구주연령제곱 *** 가구주교육수준 *** 가구주교육수준제곱 0.084*** 실질순자산 ( 천만원 ) 0.032*** *** Log Likelihood -158, LR-stat.( ) (54.78) 표본수 66,387 주 : 제시된설명변수이외에시점 ( 연도 ) 더미및지역 ( 광역자치단체기준 ) 더미를추가하여추정하였음. 는토빗모형의오차항의표준편차에대한추정계수. *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1 가구실질총소득은가구주가남성일때더높으며, 가구주연령이높아질수록실질총소득은증가하나증가폭은점차감소하는것으로추정되었다. 가구주의교육수준이높을수록, 순자산이많을수록가구실질총소득이높은것으로나타났다. 실질항상소득은추정결과의예측치로계산하였다. 16) 총소득은근로소득, 금융소득, 부동산소득, 사회보험수급액, 이전소득, 기타소득의합이며지역별, 연도별소비자물가지수를이용하여 2009년실질값으로환산하였음. 17) 1 = 미취학, 2 = 무학, 3 = 초등학교, 4 = 중학교 ( 고등공민학교 ), 5 = 고등학교, 6 = 2년제대학, 전문대학, 7 = 4년제대학, 8 = 대학원석사, 9 = 대학원박사

26 206 住宅硏究제 25 권제 4 호 2. 상대주거비용 상대주거비용은소유비용 ( ) 을임차비용 ( ) 으로나누어계산하였다. 소유비용은사 용자비용의개념을적용하여아래식으로계산된다. 18) ( 부식 1) 는 년도에자가거주가구가응답한거주주택시가이다. 은가구의한계소득세율, 는주택매매가격대비융자금잔액비율을의미하며각각 20%, 40% 로가정하였다. 는 년도주택담보대출금리로한국은행신규대출액기준주택담보대출금리를적용하였고, 는 년도금융자산수익률로한국은행의 3년만기회사채수익률 (AA-) 을대리변수로이용하였다. 는이자소득세율로 15.4% 를적용하였다. 주택에대한재산세실효세율 ( ), 감가상각및유지관리비율 (), 주택투자에대한위험프리미엄 () 은각각 0.2%, 2.5%, 3% 로가정하였다. 주택매매가격예상상승률 ( ) 은 KB국민은행의광역자치단체별주택매매가격지수를이용하여과거 1년간상승률로가정하였다. 자가거주가구의경우 가관찰되므로위가정에따라자가거주의소유비용을계산할수있으나임차가구는 가관찰되지않으므로이를추정해야한다. 의추정은 2004년부터 2015년까지한국노동패널자료에서관찰된자가거주가구의거주주택시가의로그값을종속변수로, 사용면적의로그값, 주택유형더미 ( 아파트 = 1), 거주지역더미 ( 기준더미 : 서울 ), 시점더미 ( 기준더미 : 2004년 ) 를설명변수로회귀분석하여이루어졌다. 추정된결과를임차가구가거주하는주택특성에적용하면임차가구가거주하는주택의매매가격의추정치 ( ) 를구할수있으며부식 1에 를대입하면임차가구가거주주택을소유하였다고가정하였을때의소유비용을구할수있다. 주택매매가격에대한추정결과는 < 부표 2> 에제시되어있다. 18) 부식 1은 Hendershott and Slemrod(1983) 에의해도출된사용자비용을우리나라의세제구조에맞게변환하여 1가구 1주택을가정하여양도소득세가비과세되는상황을적용하여도출한것임. 이수욱외 (2015), 이경애 정의철 (2014, 2016), 이소영 정의철 (2017a) 등의연구에서도유사한방법을이용하였음.

27 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 207 임차가구의임차비용은임차유형별로산출된연간전환임대료이다. 전세가구의임차비용은전세보증금에전월세전환율을곱하여계산할수있으며, 보증부월세가구의임차비용은보증금에전월세전환율을곱하여보증금에대한전환임대료를구하고여기에연세 ( 월세 12) 을합하여계산하였다. 월세가구의임차비용은월세에 12를곱하여계산하였다. 19) < 부표 2> 주택매매가격및전환임대료추정결과 설명변수 log( 주택매매가격 ) log( 전환임대료 ) 추정계수 t-값추정계수 t-값 상수항 log ( 사용면적 ) *** *** 주택유형 ( 아파트 =1) *** *** 지역더미 ( 부산 =1) *** *** 지역더미 ( 대구 =1) *** *** 지역더미 ( 대전 =1) *** *** 지역더미 ( 인천 =1) *** *** 지역더미 ( 광주 =1) *** *** 지역더미 ( 울산 =1) *** *** 지역더미 ( 경기 =1) *** *** 지역더미 ( 강원 =1) *** *** 지역더미 ( 충북 =1) *** *** 지역더미 ( 충남 =1) *** *** 지역더미 ( 전북 =1) *** *** 지역더미 ( 전남 =1) *** *** 지역더미 ( 경북 =1) *** *** 지역더미 ( 경남 =1) *** *** 표본수 41,413 24,989 주 : 제시된설명변수이외에시점 ( 연도 ) 더미를추가하여추정하였음. *** p < 0.01, ** p < 0.05, * p < 0.1 자가거주가구의경우임차비용이존재하지않으므로이를추정해야하는데임차비용의 추정은 2004 년부터 2015 년까지한국노동패널자료에서관찰된임차가구의전환임대료의 로그값을종속변수로사용면적의로그값, 주택유형더미 ( 아파트 = 1), 거주지역더미 ( 기준 19) 전월세전환율은정의철 (2016) 의연구에서적용한방식을따라 2011년이전의전월세전환율은 KB국민은행전월세전환율의조정값을사용하였고, 2011년 ~2015년의전월세전환율은한국감정원의자료를사용하였음.

28 208 住宅硏究제 25 권제 4 호 더미 : 서울 ), 시점더미 ( 기준더미 : 2004년 ) 를설명변수로회귀분석하여이루어졌다. 전환임대료의추정결과를자가가구가거주하는주택특성에적용하면자가거주가구가거주하는주택의전환임대료의추정치 ( ) 를구할수있다. 전환임대료추정결과는 < 부표 2> 에제시되어있다. 자가거주가구의상대주거비용은 로, 임차가구의상대주거비용은 로계산할수있다. 3. 확률계수모형추정결과 < 부표 3> 의 (B) 는 < 표 3> 의 (B) 이며, (B-1) 은자가거주 ( ) 변수에확률효과를추가하 여분석한결과이다. 추정결과는 (B) 와유사하였으며, 확률항의분산들의추정계수는통계 적으로유의하였으나공분산 ( 따라서상관계수 ) 의추정계수는유의하지않았다. < 부표 3> 주택점유형태결정요인확률효과프로빗추정결과 ( 자가거주 = 1) (B) (B-1) 추정계수 t값 추정계수 t값 상수항 자가거주 ( ) *** *** 가구주연령 ( 세 ) *** ** 2.26 가구주성별 ( 남성 = 1) 가구주혼인상태 ( 결혼 = 1) 자녀수 ( 명 ) log( 실질항상소득 )( 천만원 ) *** *** 3.37 실질순자산 ( 천만원 ) *** *** 5.06 상대주거비용 *** *** *** *** *** Log-L -3, , 표본수 17,292 17,292 가구수 1,572 1,572 주 : 위표에서제시된설명변수이외에 2004년의주택점유형태더미 ( 자가거주 = 1)( ) 와가구특성, 실질 항상소득, 실질순자산, 상대주거비용에대한 2004년값 ( ) 과 2005년부터 2015년까지의평균 ( ) 을 추가설명변수로이용하였음. * p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01.

29 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 209 국문요약 주택점유형태의동태적결정요인에관한연구 본연구는개별가구의시점간주택점유형태가밀접하게관련되어있다는현상에초점을두어상태의존성이주택점유형태결정에미치는영향을자가거주를중심으로분석하였다. 이를위해 2004년부터 2015년까지의한국노동패널자료를이용하여동태모형에서나타나는초기조건문제와개별가구의관찰되지않는이질성을효과적으로처리할수있는동태적확률효과프로빗모형을추정하였다. 추정결과우리나라가구의자가거주선택에는실질적인 (true) 상태의존성이존재하고있으며, 그영향력은가구주연령이높아질수록더큰것으로나타났다. 한편연령계층내에서의상태의존성의영향력은젊은연령계층에서상대적으로더큰것으로분석되었다. 젊은연령계층에서상대의존성의영향력이높게나타나는것은젊은연령계층의임차가구가다른연령계층에비해임차에서자가로의주거상향이동에대한선호가낮았기때문이었다. 자가거주의상태의존성영향력을통제한상태에서주요변수들의자가거주선택에대한한계효과를보면소득이자가거주선택에미치는영향력이다른연령계층에비해젊은연령계층에서높은것으로나타나고있다. 젊은연령계층의자가거주비율을높이는것이정책방향이라고한다면이들의소득창출능력을높이고안정적으로소득을창출할수있는기회를넓히는것이유용한정책방향이될수있을것으로생각된다.