I. 서 론
1. 연구의 배경 및 목적
지난 2010년 1955년생이 만 55세가 되면서 1차 베이비부머 세대가 은퇴하기 시작하였다. 이를 시작으로 2020년부터 베이비부머 세대가 생산가능인구에서 고령인구로 이동함에 따라 고령인구는 급증할 전망이며(KOSIS, 2017), 2035년이 되면 베이비부머 은퇴세대 인구가 약 1,518만 명에 달하고 그 중 680만 명이 수도권에 거주하고 있을 것으로 추정된다. 은퇴 후 약 30년을 더 살아야 하는 100세 시대가 다가오고 있는데 은퇴세대들이 수도권에 계속 거주하기에는 경제적으로 부담이 될 것이며 1~2인 가구의 증가로 인해 수도권 청년들의 주택난도 더욱 심화될 전망이다.
그러나 농촌의 인구는 상대적으로 유지하기도 어려울 정도이다. 더욱이 저출산과 고령화, 청년층의 지방이탈이 가속화되면서 지방소멸의 위기가 다가오고 있다. ‘고령사회에 은퇴세대의 노후대비’와 ‘지방의 쇠퇴’라는 문제에 직면해 있고 이는 앞으로 더욱 심화될 전망이다.
현재 급증하는 베이비부머 은퇴세대의 경제적 여건과 노후준비 및 건강 등으로 인해 귀촌에 대한 관심이 증가되고 있으며, 이는 지역균형발전의 방안으로 지방거점도시의 필요성이 대두되고 있다. 지방소멸을 걱정해야하는 많은 농촌 지역의 지자체들이 다양한 귀농귀촌 정책들을 펼치고 도시인구를 흡수하기 위해 노력한 결과 2017년 귀농귀촌 인구가 51만 명으로 사상최대를 기록했으나, 100명 중 7명이 다시 도시로 돌아가고 농촌의 삶에 만족하지 못하는 사례도 많이 나타나고 있다. 따라서 은퇴세대의 단순한 주거이동의 장려가 아닌, 세밀한 방안과 환경조성을 통해 정착시켜나가야 한다.
현재 우리나라 인구의 약 14.1%를 차지하는 베이비부머 세대의 대량 은퇴가 사회 및 경제 전반에 미칠 영향, 주거 선호의 변화 및 은퇴 후 경제적 생활 등과 같은 다양한 맥락에서 관심의 대상이 되고 있다. 베이비부머 세대의 세대적 특수성을 반영한 연구가 매우 부족하다.
본 연구는 베이비부머 세대들이 은퇴 후에 상대적으로 적은 비용부담으로 삶의 질이 보장되는 노후생활에 대비할 수 있도록 베이비부머 은퇴세대의 주거실태와 주거이동 영향요소 및 결정요인을 조사하고, 주거이동 의향을 분석하고자 한다.
이러한 연구결과는 베이비부머 은퇴세대들의 주거복지 수준을 향상시키고, 잠재적 은퇴자들의 은퇴대비에 있어 실질적 함의를 제공하며, 더 나아가 베이비부머를 위한 미래 주택정책을 수립하는데 있어 기초 자료를 제공하는데 연구의 목적이 있다.
2. 연구의 범위와 흐름
본 연구는 은퇴세대의 인구 및 사회, 경제적 주거실태와 주거이동 의향을 분석하기 위해 “2017년 주거실태조사” 자료를 활용하였다.
공간적 범위는 ‘2017년 주거실태조사’의 서울시 및 수도권, 지방대도시, 지방중소도시 등 전국을 대상으로 유효표본수 60,640가구를 분석하였다.
연구의 효율성과 명료성을 위해 공간적 범위를 다음과 같이 정의하고자 한다. 수도권은 인천광역시와 수도권정비계획 중 과밀억제권역으로 정의하며, 광역시는 인천광역시를 제외한 비수도권 광역시로 정의한다. 대도시는 서울, 수도권, 광역시로 정의하고 지방중소도시는 대도시를 제외한 지역으로 정의한다.
본 연구의 논문은 총 6개의 장으로 구성되어 있으며. 1장에서 연구의 목적과 방법을, 2장에서는 이론적 고찰과 기존 연구와의 차별성을 설명하고자 한다.
3장에서는 베이비부머 은퇴세대의 특성과 은퇴세대의 주거이동 요인, 은퇴세대의 주거환경만족도 및 주거이동 의향가구의 특성에 대해 조사한다.
4장에서 분석방법으로 분석자료 및 분석모형, 변수설정에 대해 설명하고, 5장에서는 이항 로지스틱회귀분석, 승산비 분석결과를 설명한다. 1단계로 계속거주가구와 주거이동 의향이 있는 가구를 분석하고, 2단계로 지역 내외 이동가구를 분석하고, 3단계로 대도시와 지방중소도시의 이동가구를 분석하였다.
6장에서는 분석내용을 정리하고, 시사점과 향후 연구과제를 제시하였다. 연구의 흐름도는 <Figure 1>과 같다.
II. 이론적 배경
1. 주거이동의 필요성
주거이동(Residential Mobility)이란 주거와 관련된 환경에 적응해 나가기위해 주택소비를 합리적으로 조절해 나가는 과정이다.
주거는 소득수준, 가구원 수와 가족구성, 주거형태 및 선호하는 위치 등과 같은 가구의 내부적인 요인과 주택정책 및 주택시장여건 등과 같은 외부적인 요인의 변화에 적응하기 위해 주거이동을 하는 경우가 많다. 주거이동은 일정한 지역 안에서 이루어지기도 하지만, 지역 밖으로 이동하기도 한다(Im, 2014).
베이비부머세대는 저소득층을 형성하는 비율이 높고 향후 소득 전망도 높지 않은 것으로 예상 된다. 한국의 베이비부머세대는 1차적으로 평균 은퇴 시기인 54세부터 66세까지 어떤 형태로든 노동시장에 머물러 있게 되는데, 이시기에는 자녀 교육 및 출가 등의 시기와 맞물려 있게 된다. 소득 규모는 대폭 축소되어, 소비지출 자금을 조달하기 위해 1차적으로 저축 및 금융자산을 처분할 것으로 예상된다. 이러한 측면에서 베이비부머세대의 부채증가 원인은 생활비, 자녀결혼자금, 사업자금 등으로 귀결되는 것은 당연한 현상이다. 베이비부머세대는 전체가구에 비해 평균 순 자산이 약 1억원 정도 더 많이 보유하고 있는 것으로 나타났다. 자산보유형태로 보면 베이비붐세대의 81%가 부동산을 보유하고 있고, 주택을 소유하고 있는 비중도 74%에 이르고 있다. 베이비부머세대의 은퇴와 관련하여 은퇴준비가 잘 되어 있는 경우는 전체 베이비부머세대 가구의 약 9%에 불가한 것이 현실이다. 은퇴 이후 보유자산을 활용하여 노후 자금으로 활용할 가능성이 높을 것으로 예상된다. 이러한 상황으로 인해 베이비부머세대의 다양한 주거선택과 주거이동이 발생할 것이다.
2. 주거이동에 관한 연구의 접근방법 및 결정요인
주거선택과 이동은 가구의 주택소비를 조절하는 과정을 의미하며, 소득수준, 가구원수와 가족 구성 등 가구특성과 주택시장여건과 같은 외부적 요인에 의해 주택에 대한 소비의 조절이 필요하게 되면서 주거이동을 결정하게 된다. 주거선택과 이동은 주택의 소비를 조절하게 하는 가장 중요한 요소로서 개인적 선택과 시기의 동적(dynamic)인 행위로 규정할 수 있지만, 도시 전체적인 측면에서 보면 인구의 공간 구조와 분포에 직접적인 영향을 미친다(Im, 2014).
사람들이 살아가면서 주거를 바꾼다는 것은 개인 및 가구와 그것을 둘러싸고 있는 사회와 그들의 구조를 연결하는 사회적으로 중요한 사건이다. 사람들은 그들의 태도와 기호에 따라서 행동할 뿐만 아니라, 그들이 살고 있는 사회적 네트워크의 일부분으로도 행동한다(Landale & Guest, 1985).
따라서 주거이동을 단순히 개인이나 가구를 구성하는 구성원들의 가호의 변화나 필요(Needs)의 변화에 대한 개인적 대응으로만 볼 것이 아니라, 그들이 이동하는 이유, 이동하는 방향성, 그리고 이동 후의 새로운 커뮤니티에 대한 적응 등 사회경제적 행태(behavior)와 문제해결이 수반되어야 하는 것으로 인식해야 한다(Im, 2014).
주거이동의 문제만을 볼 때, 가구의 여러 특성들의 변화로 인해 자발적인 주거이동을 하는 가구들이 대부분이지만, 어떤 가구들은 강제적이고 수동적인 의사결정을 할 수 있고, 타인의 의사결정에 부수하여 주거를 이동할 수 있다. 가구 내부에서는 가구주나 다른 가구원의 결정에 따를 수도 있고, 화재나 재해, 철거, 주거이외의 용도로 용도변경을 하게 되어 이사를 할 수도 있다(Rossi & Shlay, 1982). 또한 반대의 경우로 주택 소비나 주변 환경, 이웃이나 사회적문제 등으로 주거이동을 하고 싶지만 하지 못하는 사람들이 많다는 것도 주목하여야 할 사항이다.. 주거이동을 통해 주거지 변화를 원하지만 사회적, 경제적인 문제와 정치적 장벽 등의 이유로 주거이동을 실행하지 못하는 제약요인도 존재한다(Morris & Winter, 1979).
주거이동에 관한 연구의 접근방법은 경제학적 접근방법, 생애주기적 접근방법, 행태론적 접근방법 등이 있다.
3. 선행연구의 고찰
주택이 하나의 경제재로서 필요나 욕구에 의해 취해질 수 있는 것이 아니라 자가 소유의 주택이든 임대주택이든지 그에 상응한 대가를 치르지 않으면 거주를 할 수 없기 때문에 단순히 라이프사이클이나 가구의 특성에 따라 이동하는 패턴이 고정적으로 나타날 수 없을 뿐만 아니라 가구주의 직업이나 거주 지역에 따라서도 주거이동 현상은 다르게 나타나고 있다. 누가 이동을 하고, 왜 이동을 하며, 어디로 이동하는지에 대한 계속적인 의문이 존재해 왔고, 많은 연구자들이 지속적으로 연구하여 왔다. 주거선택과 주거이동의 문제는 인류가 존재하는 한 지속적인 연구의 대상이 될 것이다(Im, 2014).
주거의 선택과 이동에 영향을 주는 중요한 요인으로 가구의 생애주기 (Family Life Cycle)가 많이 언급된다. 가구의 생애주기란 가구가 형성되고, 사라지는 보편적인 일련의 과정들을 의미한다. 즉 부모의 양육, 독립과 결혼, 자녀의 출생, 양육, 독립, 배우자와의 사별 등을 거치면서 가구 크기와 구성이 변화하고, 이를 반영 또는 예측하여 주택 소비면적, 점유형태, 주거이동 등의 주거 소비행태를 결정한다. 일반적으로 가구의 생애주기를 분류하기 위해 사용되는 변수로는 가구주 연령, 결혼상태, 가구 크기, 자녀 유무와 첫 자녀 연령 등이 있다(Rossi & Shlay, 1982).
본 연구에서는 베이비부머세대의 은퇴 이후에 주거이동 의향 및 결정요인에 미치는 영향요인에 대하여 다음 몇 가지 측면에서 선행연구와 차별성을 두고자 하였다.
첫째, 조사대상 지역의 차별성이다. 본 연구는 2010년부터 매년 유효표본수를 축적한 “2017년 주거실태조사”를 기본으로 한 서울, 수도권, 광역시, 지방중소도시 등 전국 단위를 조사대상으로 한 베이비부머세대의 다양한 특성을 반영하도록 하였다.
둘째, 유효표본수의 질적인 차별성이다. 기존 선행연구의 유효표본수는 특정지역의 한정된 표본수를 사용하였지만 전국단위의 60,640가구의 표본수를 활용함으로써 질적으로 우수한 표본수를 활용하였다.
셋째, 변수의 차별성을 들 수 있다. 본 연구에서는 한국 베이비붐세대의 은퇴 후의 변화에 따른 주거이동 의향에 관한 연구에 집중하고, 주거이동에 영향을 줄 수 있는 다양한 변수를 선택하였다. 현 거주지역, 이전의향 지역, 주택면적, 주택유형, 가구원수, 연령, 학력, 주택 및 주거환경만족도 등의 주거적 변수와 사회경제적 변수를 사용하였다.
III. 베이비부머 은퇴세대의 실태조사
1. 특성
베이비부머세대는 어떠한 특정한 시기에 출생자의 수가 급증하는 현상을 말하며, 이시기에 태어난 출생 집단을 베이비부머세대라 정의할 수 있다. 제2차 세계대전 이후 집중적으로 출산율이 높았던 시기에 태어난 사람들을 일컫는 말로 전후세대라고도 불린다. 우리나라는 6.25전쟁 이후 1955년부터 1963년까지 총 9년간에 걸쳐 출생한 세대를 말한다. 최근 인구 총조사에 의하면 2017년 인구를 기준으로 베이비부머 세대가 730만 명으로 전체인구의 14.1%를 차지하고 있다.
Table 1.
Population of Babyboomer Generation
(Unit: Thousand persons, %)
2. 은퇴세대의 주거이동 요인
우리나라의 베이비부머세대는 은퇴 전 주거선택기준과 은퇴 이후 선택기준의 차이가 있을 뿐만 아니라, 선호하는 주택의 종류 및 규모에서도 차이가 난다. 한국의 베이비부머세대는 주택을 선택하는 기준으로 은퇴 전에는 교통의 편의성이 우선 순위였다면 은퇴 후에는 쾌적성과 편의성이 가장 중요한 기준이다. 규모면에서도 축소하는 경향이 있었고. 규모에 따라 각각 다른 특성을 보인다. 이러한 이유로 한국의 베이비붐세대는 어떤 형태로던 이동을 통해 새로운 주거수요를 충족할 것으로 예상된다(Im, 2014).
베이비붐세대가 직면한 사회경제적인 요인, 생애주기적인 특성 등에 따라 이동을 할 수 밖에 없을 것으로 보인다. 노인가구의 주거이동은 원거리 보다는 근거리 내에서 이루어지는 경향이 높지만, 주택 이외의 이유 즉 경제적인 조건이나 기후 등과 같은 문제로 주택가격이 높은 수도권 지역 보다는 주택가격이 낮은 지방 중소도시지역으로 이동을 선호하는 경향이 있으며, 남성에 비해 여성의 경우가 거리가 가까운 지역내 이동과 수도권내 이동을 선호하는 것으로 보인다.
또한, 주거이동 요인으로는 시설이나 설비가 더 양호한 집으로 이주, 교통 및 편의문화시설 더 우수한 집으로 이주, 가구상황에 적합한 주택규모로 이동하는 것으로 보인다.
3. 주거환경만족도와 주거이동의 상관관계
인간의 삶에 있어서 주거환경은 가장 필수적인 생활환경이라고 할 수 있으며, 특히 고령자는 은퇴와 더불어 직장 중심에서 가정 중심 생활로 변화하기 때문에 편안한 노후의 생활을 위해서 주거환경의 안전을 확보하는 것이 중요하다. 노년기는 어느 때보다도 주거환경에 대한 욕구가 강한 시기이며, 주거환경만족도는 고령자의 심리적, 정서적 안정에 많은 영향을 끼치는 것으로 파악되고 있다.
특히, 본 연구에서도 베이비부머세대 은퇴세대 가구주가 유의미한 수준에서 주거이동 의향이 있는 것으로 분석되었으며 주택가격이 저렴하고 주거환경만족도가 우수한 지역으로 주거이동 의향이 큰 것으로 분석되었다. 여러 가지 특성의 주거이동 요인 중 경제적인 요인이 주거 이전에 가장 크게 영향을 미치고 있는 것으로 보인다.
IV. 분 석
1. 분석방법 및 조사대상
본 연구의 경우 종속변수가 이주, 미이주로 구분되는 이진변수이기 때문에 분석모형은 이항로지스틱 모형으로 SPSS2 23버전 프로그램을 사용하였다.
본 연구는 전국을 대상으로 가구 설문조사 한 ‘2017년 주거실태조사’의 유효표본수 60,640가구이며, 이중 은퇴세대가구는 11,457가구이며, 무응답자 937가구를 제외한 10,420가구를 최종표본수로 선정하였다. 설문조사의 개요는 <Table 2>와 같다.
Table 2.
Survey Overview
설문항목은 주택 및 주거환경, 주거이동 및 주거의식, 정책평가 및 중책수요, 가구에 관한 사항, 배경문항으로 구성되었다. 각 항목의 세부항목과 문항의 내용은 <Table 3>과 같다.
Table 3.
Survey List of the Korea Housing Survey in 2017
2. 분석방법
1) 빈도분석
통계분석의 기초방법으로 분산분석이나 회귀분석과 같이 가설검정을 하는 분석기법은 아니나 수집한 표본의 데이터 특성을 확인하는 작업으로 결측 값을 체크하고 코딩과정을 확인할 수 있는 방법이다.
2) 이항로지스틱 회귀분석
로지스틱회귀분석은 종속변수가 명목척도일 때 사용하는 특수한 형태의 회귀모델로써 종속변수가 두가지 값만 취하게 되는 경우에 사용하는 분석방법 중에 하나로써, 선행연구 고찰에 따르면 대부분 로지스틱회귀모형을 통해 회귀모델을 분석하였다. 본 연구에서도 종속변수는 1단계 ‘이주의향 무(0), 이주의향 유(1)’, 2단계 이주의향자 중 ‘지역내 이동(0), 지역외 이동(1)’, 3단계는 이주의향자 중 ‘대도시 이동(0), 지방중소도시 이동(1)’로 ‘0’과 ‘1’의 두 개의 값을 갖게 취하게 하였다. 따라서 로지스틱 모형 중에서 이항 로지스틱 회귀모형을 이용하여 독립변수들이 각각의 종속변수에 미치는 결정요인을 분석한다.
로지스틱회귀분석 모형의 적합도 검정은 우도비 검정(Log Likelihood ratio test)과 Hosmer&Lemeshow 검정, ROC곡선을 통해서 한다.
우도비검정은 일반적인 선형 회귀모델의 F검정과 유사하다 할 수 있으며, 따라서 우도비 값이 ‘0’에 가까워지면 모델이 적합하지 못함을 의미하게 된다. Hosmer & Lemeshow (H-L)지수는 이항로스틱 회귀모델에 주요 사용하는 검정 방법으로써 카이자승 검정과 유사하게 모델의 적합도를 검정한다. H-L 지수(goodness-of-fit)는 관측값과 기대되는 확률값과의 차이를 검정하는 방법이다.
따라서, H-L검정 결과, p<0.1일 경우 모델에서 추정된 값은 실측값의 차이가 없다는 귀무가설을 기각하게 되므로 p<0.1 값이 아니면 모델이 적합하다 할 수 있다. 로지스틱회귀모델에서 추정된 확률이 ‘0.5’ 이상이면 사건이 발생할 가능성이 있는 ‘1’로 분류되며, ‘0.5’ 미만이면 ‘0’으로 분류한다. ROC곡선 영역이 1에 가까우면 모델의 정확도가 높다고 할 수 있다.
3) 승산비 분석
승산비 분석에서 승산은 이동 확률에 대한 미이동 확률의 비율을 의미한다.
로지스틱회귀모형에서 개별 독립변수의 효과는 승비(odds ratio)를 사용해서 해석하는데, 예를 들어 다른 모든 독립변수들의 수준이 일정할 때 j번째 독립변수 Xj의 수준이 1단위 증가할 때 대응하는 승비의 변화는 승산의 %의 변화로 해석할 수 있다.
베이비부머 은퇴가구 중 i번째 가구가 이주할 경우 종속변수 Yi에 1의 값을, 미이주 될 경우 0의 값을 부여하고 독립변수들의 값 xi에 대해 Yi가 1이 될 확률을 P(Yi=1|xi)로 할 경우 승산(odds)은 (1)식으로 정의된다.
V. 분석 결과
1. 빈도분석
주거이동 의향가구를 빈도분석 한 결과는 <Table 4, 5>와 같다. 주거이동 의향가구 조사에서 유효표본수 60,640가구 중 베이비은퇴세대 가구는 11,457가구이며, 주거이동 의향이 없는 9,535가구와 무 응답자 1,027가구를 제외한 984가구가 주거이동 의향이 있었으며 이는 베이비부머 은퇴세대 가구의 9.4%에 달하고 있다.
Table 4.
Analysis of Plan Residential Mobility
(unit: persons)
Table 5.
Analysis of Interregional Residential Mobility
(unit: persons)
<Table 4> 지역별 주거이동 의향 빈도분석에서 지방중소도시, 수도권, 광역시, 서울 순으로 많았으며, 서울은 수도권과 지방중소도시로, 수도권은 지방중소도시와 서울로, 광역시는 지방중소도시로, 지방중소도시는 지역내 이동과 광역시로 주거이동 패턴을 보이고 있다.
<Table 5> 주거이동 의향 빈도분석에서 주거이동 의향이 있는 895가구 중 지역내 이동은 773가구, 지역외 이동은 122가구이다.
2. 이항로지스틱 회귀분석 결과
분석결과는 단계별로 <Table 6, 7, 8>과 같다. 모형의 적합도는 1,2,3단계 모두 유의한 것으로 분석되었다. -2로그우도 값은 모두 ‘0’에서 먼 값을 나타내고 있어 모형이 적합함을 알 수 있으며, 또한 Hosmer&Lemeshow 검정에서는 p값이 0.05보다 큰 것으로 분석되어 모형이 적합하다 할 수 있다. 마지막으로 ROC곡선 영역 값도 0.5보다 큰 것으로 분석되어 모형의 정확도가 어느 정도 높다고 할 수 있다.
Table 6.
Analysis of Plan on Residential Mobility
| Independent variable | Plan on residential move | |||
|---|---|---|---|---|
| Coefficient | Wald | p-value | ||
| Constant | -2.932 | 10.569 | 0.001*** | |
| Household Detail | Age of household owner | -0.007 | 0.261 | 0.610 |
| Gender (1) (M=0,F=1) | 0.256 | 6.642 | 0.010*** | |
| Number of household (1) (under 2=0, 3 and above=1) | 0.072 | 0.739 | 0.390 | |
| Final education certificate (E=0, M=1, H=2, U=3) | Elementary (0) | - | 55.071 | 0.000*** |
| Middle (1) | -0.122 | 0.478 | 0.489 | |
| High (2) | 0.180 | 1.287 | 0.257 | |
| Univ. and above (3) | 0.730 | 17.949 | 0.000*** | |
| Residential Area (Seoul=0) | Seoul (0) | - | 78.270 | 0.000*** |
| Seoul Metropolitan area (1) | 0.384 | 11.789 | 0.001*** | |
| Metropolitan city (2) | -0.514 | 19.502 | 0.000*** | |
| Rural small city (3) | -0.300 | 7.614 | 0.006*** | |
| Housing Types (Apt.=0) | Apartment Bldg. (0) | - | 11.983 | 0.017** |
| Detached house (1) | -0.031 | 0.123 | 0.726 | |
| Tenement house (2) | 0.485 | 9.589 | 0.002*** | |
| Multi-household (3) | 0.175 | 1.786 | 0.181 | |
| Others (4) | -0.008 | 0.001 | 0.973 | |
| Type of Hosing Occupancy (Owner=0) | Owner occupancy (0) | - | 244.314 | 0.000*** |
| Jeonse (long-term rental deposit) (1) | 1.934 | 240.574 | 0.000*** | |
| Monthly rent, Others (2) | 1.532 | 134.136 | 0.000*** | |
| Housing Size (py) | -0.002 | 1.796 | 0.180 | |
| Satisfaction of current housing (1) (S=0, N/S=1) | -0.027 | 0.054 | 0.817 | |
| Satisfaction of current residency (1) (S=0, N/S=1) | -0.588 | 27.906 | 0.000*** | |
| Average monthly income | 0.001 | 22.859 | 0.000*** | |
| Presence or absence of real estate (1) (A=0, P=1) | 0.662 | 28.168 | 0.000*** | |
| Total household assets | 0.000 | 2.820 | 0.093* | |
| -2 log likelihood | 5706.966 | |||
Table 7.
Analysis of Mobility within/out of the Region
| Independent variable | Within/out of region | |||
|---|---|---|---|---|
| Coefficient | Wald | p-value | ||
| Constant | -6.530 | 6.102 | 0.014** | |
| Household Detail | Age of household owner | 0.048 | 1.308 | 0.253 |
| Gender (1) (M=0,F=1) | -0.358 | 1.305 | 0.253 | |
| Number of household (1) (under 2=0, 3 and above=1) | -0.192 | 0.597 | 0.440 | |
| Final education certificate (E=0, M=1, H=2, U=3) | Elementary (0) | - | 1.150 | 0.765 |
| Middle (1) | 0.605 | 0.749 | 0.387 | |
| High (2) | 0.438 | 0.456 | 0.499 | |
| Univ. and above (3) | 0.615 | 0.808 | 0.369 | |
| Residential Area (Seoul=0) | Seoul (0) | - | 29.132 | 0.000*** |
| Seoul Metropolitan area (1) | 0.018 | 0.004 | 0.949 | |
| Metropolitan city (2) | -0.902 | 7.234 | 0.007*** | |
| Rural small city (3) | -1.468 | 18.767 | 0.000*** | |
| Housing Types (Apt.=0) | Apartment Bldg. (0) | - | 3.473 | 0.482 |
| Detached house (1) | -0.148 | 0.239 | 0.625 | |
| Tenement house (2) | 0.196 | 0.238 | 0.626 | |
| Multi-household (3) | -0.798 | 2.893 | 0.089* | |
| Others (4) | 0.004 | 0.000 | 0.995 | |
| Type of Hosing Occupancy (Owner=0) | Owner occupancy (0) | - | 6.277 | 0.043** |
| Jeonse (long-term rental deposit) (1) | 0.552 | 3.415 | 0.065* | |
| Monthly rent, Others (2) | 0.876 | 5.975 | 0.015** | |
| Housing Size (py) | 0.012 | 8.268 | 0.004*** | |
| Satisfaction of current housing (1) (S=0, N/S=1) | 0.108 | 0.082 | 0.774 | |
| Satisfaction of current residency (1) (S=0, N/S=1) | 0.399 | 1.301 | 0.254 | |
| Average monthly income | 0.000 | 0.023 | 0.881 | |
| Presence or absence of real estate (1) (A=0, P=1) | 0.768 | 5.533 | 0.019** | |
| Total household assets | -0.000 | 0.389 | 0.533 | |
| -2 log likelihood | 623.703 | |||
| Hosmer&Lemeshow Chi-sq | 8.699 | |||
| (p-value) | 0.368 | |||
| CCR | 86.108 | |||
| ROC curved area | .731 | |||
| (p-value) | 0.000 | |||
Table 8.
Result of Binomial Logistic Analysis of Intention on Residential Mobility in Big Cities and Local Small Towns
| Independent variable | Movement in Big cities / Local small towns | |||
|---|---|---|---|---|
| coefficient | Wald | p-value | ||
| Constant | - 0.854 | 0.085 | 0.014 | |
| Household Detail | Age of household owner | - 0.038 | 0.633 | 0.426 |
| Gender (M=0, F=1) | 0.220 | 0.493 | 0.483 | |
| Number of household (1) (under 2=0, 3 and above=1) | 0.020 | 0.005 | 0.944 | |
| Final education certificate (Elementary=0) | Middle (=1) | 0.892 | 1.855 | 0.173 |
| High (=2) | 0.208 | 0.117 | 0.732 | |
| Univ. and above (3) | 0.456 | 0.487 | 0.485 | |
| Current Residential Area (Seoul=0) | Seoul Metropolitan area (=1) | 242 | 479 | 0.489 |
| Metropolitan city (=2) | - 0.093 | 0.059 | 0.809 | |
| Rural small city (=3) | 4.956 | 170.379 | ***0.000 | |
| Current Housing Types (Apt=0) | Detached house (=1) | - 0.502 | 2.092 | 0.148 |
| Tenement house (=1) | 0.183 | 0.159 | 0.690 | |
| Multi-household (=1) | - 0.432 | 1.006 | 0.316 | |
| Others (=1) | 0.650 | 0.915 | 0.339 | |
| Type of Hosing Occupancy (Owner=0) | Jeonse (long-term rental deposit) (=1) | - 0.229 | .381 | 0.537 |
| Monthly rent,Others (=2) | 0.085 | 0.039 | 0.843 | |
| Housing Size (py) | - 0.000 | .005 | 0.945 | |
| Satisfaction of current housing (S=0, N/S=1) | 0.029 | .005 | 0.941 | |
| Satisfaction of current residential environment (S=0, N/S=1) | 375 | .064 | 0.302 | |
| Average monthly income | 0.001 | .338 | 0.247 | |
| Presence or absence of real estate (A=0, P=1) | 0.242 | .382 | 0.536 | |
| Total household assets | - 0.000 | .707 | 0.400 | |
| -2 log likelihood | 528.072 | |||
| Hosmer & Lemeshow Chi-sq | 8.835 | |||
| (p-value) | 0.356 | |||
| CCR | 90.4 | |||
| ROC curved area | 0.916 | |||
| (p-value) | 0.000 | |||
모형의 적합도(measure of fit)를 설명하는 Hosmer & Lemeshow chi-sq p-value<0.05, 정분류율(correct classification rate)은 90.7%, ROC곡선 영역은 p-value<0.01 수준에서 유의한 것으로 산정되었다.
첫째, 베이비부머 은퇴세대 가구주의 주거이동 의향 분석결과는 <Table 6>과 같다. 가구주 성별, 최종학력, 현거주지역, 현 주택유형, 주택 점유형태, 주거환경만족도, 월평균 가구소득, 부동산 유무, 총 자산 등 9개 변수에서 12개 항목이 유의수준 내에서 유의한 것으로 분석되었다. 성별은 여자가, 가구원수는 3명 이상인 가구가, 학력은 높을수록 특히 대학 이상에서 유의미한 결과를 보이고 있다.
현 거주지역에서는 서울, 수도권, 광역시, 지방중소도시로의 주거이동 의향에 모두 아주 강한 유의미한 결과를 보이고 있으며, 수도권 거주자는 서울지역 거주자에 비해 이동 의향이 높은 것으로 보이며, 광역시와 지방중소도시는 이동 의향이 낮은 경향을 보이고 있다.
서울지역 거주자 보다 수도권지역 거주자가 주거이동 의사가 더 있으며 지방중소도시, 광역시 순으로 주거이동 의사가 더 있다고 볼 수 있다.
현 주택유형에서는 연립주택이 유의미한 결과를 보이고 있으며, 연립주택과 다세대주택이 이동의향이 더 있는 것으로 보인다. 주택 점유형태에서는 자가, 전세, 월세 등 모두 강한 유의미한 결과를 보이고 있으며, 자가 보다는 전세나 월세 거주자가 주거이동 의향이 높은 것으로 보인다.
주택면적은 유의미한 정도는 낮으나 면적이 적을수록 주거이동의 경향성이 높다고 볼 수 있으며, 주거환경만족도는 유의미한 결과를 보이고 있으며 주거환경만족도가 낮을수록 주거이동 의향이 높은 것으로 분석되었다.
경제적 특성으로 월평균 가구소득, 부동산 자산, 총 자산 등 3개의 항목에서 모두 유의수준(P<0.01)내에서 유의한 결과를 보였다. 이는 경제적인 변수가 주거이동에 많은 영향을 미칠 수 있다는 것을 의미하며 특히 월평균 가구소득과 부동산 자산이 주거이동에 가장 크게 영향을 미치고 있다고 볼 수 있다.
둘째, 베이비부머 은퇴세대 가구주의 주거이동 의향이 있는 자 중 지역 내외 주거이동 분석결과는 <Table 7>과 같다.
현 거주지역, 현 주택유형, 주택 점유형태, 주택면적, 부동산 자산 등 총 5개 변수에서 7개 항목이 유의수준 내에서 유의한 것으로 분석되었다.
성별과 가구원수, 학력은 유의미한 정도는 떨어지지만 주거이동 의향 분석결과와 유사하였다.
현 거주지역에서 광역시, 지방중소도시 거주자가 지역내 주거이동 의향에 유의미한 결과를 보이고 있으며, 수도권 거주자는 지역외의 지역으로 주거이동하려는 의향을 보이고 있다.
현 주택유형에서는 다세대주택만이 유의미한 결과를 보이고 있으며, 단독주택과 다세대주택은 지역내 이동에, 아파트와 연립주택은 지역외 이동에 의향을 보였다.
주택 점유형태에서는 자가, 전세, 월세 등에서 모두 유의미한 결과를 보였으며, 월세나 전세는 자가보다는 지역외 지역으로 이동할 의향이 있는 것으로 봐서 경제적인 수준이 주거이동에 영향을 미친다고 볼 수 있다.
주택면적은 유의미한 결과를 보였으며 주택면적이 적을수록 지역외 지역으로 이동할 가능성 많은 것으로 보인다.
경제적 특성으로 부동산 자산이 유의수준 내에서 유의미한 결과를 보였다. 이는 경제적인 변수가 주거이동에 많은 영향을 미칠 수 있다는 것을 의미하며 특히 부동산 자산이 주거이동에 가장 크게 영향을 미치고 있다고 볼 수 있다.
셋째, 베이비부머 은퇴세대 가구주의 주거이동 의향이 있는 가구 중에서 대도시, 지방중소도시로의 주거이동 의향 분석결과는 <Table 8>과 같다.
모형의 적합도(measure of fit)를 설명하는 우도비 카이제곱 검정 528.0, Hosmer&Lemeshow chi-sq 0.368, 정분류율 90.4%, ROC곡선 영역이 p<0.01 수준에서 유의한 것으로 산정되었다.
유의미한 결과를 보인 현 거주지역중 지방중소도시에서 주거이동 의향에 유의미한 결과를 보였다.
가구주 나이, 성별, 가구원수는 유의미한 정도는 낮지만 나이가 많을수록, 여성일수록, 가구원수 많을수록 지방중소도시로 이동하는 경향을 보이고 있다.
학력도 유의미한 정도는 낮지만 중학교나 대학이상인 경우가 상대적으로 지방중소도시로 이동하려는 경향을 보이고 있다.
현 거주지역에서 지방중소도시에서 지방중소도시로 이동하려는 의향은 유의미한 정도가 아주 강하게 나타나고 있으며. 수도권과 지방중소도시가 지방중소도시로 이동하려는 의향과 광역시는 대도시로 이동하려는 의향을 보이고 있다. 이는 수도권과 지방중소도시 거주자는 주거비가 저렴한 지방중소도시에 거주할 가능성 많다는 것을 의미한다고 볼 수 있다.
현 주택유형에서는 유의미한 정도는 낮으나 단독주택과 다세대주택 거주자가 대도시로 이동하려는 의향을 보이고, 비교적 주택가격이 저렴한 연립주택 거주자는 지방중소도시로 이동하려는 의향을 보이고 있다.
주택 점유형태에서는 유의미한 정도는 낮으나 전세 거주자는 대도시에 머무를 가능성이 높은 반면, 월세 거주자는 지방중소도시로 이동할 의향을 보이고 있는 것은 생활형편이 어려워 월세 사는 은퇴세대 가구주는 주택가격이 저렴한 지방중소도시로 이동 가능성이 높다는 것을 보여주고 있다.
주거환경만족도는 유의미한 정도는 낮으나 만족도가 낮을수록 지방중소도시로 이동할 의향이 높은 것으로 분석되었다.
3. 승산비 분석 결과
<Table 9>와 같이 주거이동 의향이 있는 자 중에서 대도시와 지방중소도시로의 주거이동 의향 승산비 분석결과는 다음과 같다.
Table 9.
Result of Odds Ratio Analysis of Intention on Residential Mobility in Big Cities and Local Small Towns
| Independent variable | Movement in Big cities / Local small towns | ||
|---|---|---|---|
| Odds ratio (Exp (B)) | Percentage change (%) | ||
| Household Detail | Age of household owner | 0.963 | - 3.70 |
| Gender (M=0, F=1) | 1.246 | * 24.64 | |
| Number of household (1) (under 2=0, 3 and above=1) | 1.020 | 2.00 | |
| Final education certificate (Elementary=0) | Middle (=1) | 2.440 | ** 144.03 |
| High (=1) | 1.231 | * 23.08 | |
| Univ. and above (3) | 1.577 | * 57.73 | |
| Current Residential Area (Seoul=0) | Seoul Metropolitan area (=1) | 1.274 | * 27.42 |
| Metropolitan city (=1) | 0.911 | - 8.92 | |
| Rural small city (=1) | 142.054 | ***14105.38 | |
| Current Housing Types (Apt=0) | Detached house (=1) | 0.605 | - 39.49 |
| Tenement house (=1) | 1.201 | * 20.14 | |
| Multi-household (=1) | 0.649 | - 35.10 | |
| Others (=1) | 1.915 | ** 91.46 | |
| Type of Hosing Occupancy (Owner=0) | Jeonse (long-term rental deposit) (=1) | 0.795 | - 20.50 |
| Monthly rent, Others (=1) | 1.089 | * 8.86 | |
| Housing Size (py) | 1.000 | - 0.04 | |
| Satisfaction of current housing (S=0, N/S=1) | 1.029 | 2.94 | |
| Satisfaction of current residential environment (S=0, N/S=1) | 1.455 | * 45.50 | |
| Average monthly income | 1.001 | 0.06 | |
| Presence or absence of real estate (A=0, P=1) | 1.274 | * 27.43 | |
| Total household assets | 1.000 | - 0.0003 | |
성별은 여성일수록 지방중소도시로 이동하려는 의향에 유의미한 결과를 보이고 있다. 유의미한 정도는 낮으나 가구주 연령이 적을수록 가구원수가 많을수록 지방중소도시로 이동하려는 의향을 보이고 있다.
학력은 중학교에서 유의미한 정도가 강하게 나타나고 있으며 학력이 높을수록 지방중소도시로 이동하려는 의향이 유의미하게 높다고 할 수 있다.
현 거주지역에서 수도권과 지방중소도시가 지방중소도시로 이동하려는 의향과 광역시는 대도시로 이동하려는 의향을 보이고 있다. 지방중소도시가 지방중소도시로 이동하려는 의향은 유의미한 정도가 아주 강하게 나타나고 있으며, 이는 수도권과 지방중소도시 거주자는 생활환경이 좋고 주거비가 저렴한 지방의 중소도시로 주거이동 할 확률이 높다는 것을 반증하고 있다고 볼 수 있다.
현 주택유형에서는 유의미한 정도는 낮으나 단독주택과 다세대주택 거주자가 대도시로 이동하려는 의향을 보이고, 비교적 주택가격이 저렴한 연립주택 거주자가 지방중소도시로 유의미하게 이동하려는 의향을 보이고 있다.
주택 점유형태에서는 유의미한 정도는 낮으나 전세 거주자는 대도시에 머무를 가능성이 높은 반면, 월세 거주자는 지방중소도시로 이동할 의향을 보이고 있다. 이는 생활형편이 어려워 월세에 사는 은퇴세대 가구주는 주택가격이 저렴한 지방중소도시로 이동 의향이 있다는 것을 보여주고 있다.
주거환경만족도는 유의미한 정도는 낮으나 불만족이 높을수록 지방중소도시로 이동할 의향이 있다는 것을 보여주고 있다.
VI. 결 론
1. 연구결과 요약 및 시사점
본 연구는 “2017년 인구주택총조사” 자료를 토대로 빈도분석, 이항로지스틱 회귀분석, 승산비 분석을 통하여 베이비부머 은퇴세대의 주거이동에 미치는 영향요인을 심층 분석하였다. 베이비부머 은퇴세대 가구주의 주거이동 의향 여부, 주거이동 의향자 중 지역내외 이동과 대도시 및 지방중소도시 이동 등 3개의 종속변수로 구분하여 주거적 특성, 사회적 특성, 경제적 특성, 주거환경만족도 등 4개의 독립변수로 구분하여 심층 분석하였다.
첫째, 베이비부머 은퇴세대의 주거이동 의향 분석에서는 가구주 성별, 최종학력, 현 거주지역, 현 주택유형, 주택 점유형태, 주거환경만족도, 월평균 가구소득, 부동산 유무, 총 자산 등 9개 변수에서 12개 항목이 유의수준 내에서 유의한 것으로 분석되었다.
현 거주지역에서는 서울, 수도권, 광역시, 지방중소도시 등 모든 지역에서 유의수준 내에서 유의하였다. 특히, 수도권지역 거주자가 서울지역 거주자에 비해 주거이동 의향이 더 높으며 광역시와 지방중소도시는 이동 의향이 더 낮은 경향을 보이고 있다.
경제적 특성으로 월평균 가구소득, 부동산 자산, 총 자산 등 3개의 항목에서 모두 유의수준내에서 유의한 결과를 보였다. 이는 경제적 변수가 주거이동에 많은 영향을 미칠 수 있다는 것을 의미하며 특히 월평균 가구소득과 부동산 자산이 주거이동에 가장 크게 영향을 미치고 있다고 볼 수 있다.
둘째, 주거이동 의향이 있는 자 중에서 지역내외 주거이동 분석에서는 현 거주지역, 현 주택유형, 주택 점유형태, 주택면적, 부동산 자산 등 총 5개 변수에서 7개 항목이 유의수준 내에서 유의한 것으로 분석되었다.
현 거주지역에서 광역시, 지방중소도시 거주자가 지역내 주거이동 의향에 유의미한 결과를 보이고 있으며, 수도권 거주자는 지역외의 지역으로 주거이동하려는 의향을 보이는 것으로 분석되었다.
경제적 특성으로 부동산 자산이 유의수준 내에서 유의미한 결과를 보였다. 이는 부동산 자산이 있을수록 지역외의 지역으로 이동할 의향이 유의미하게 있었으며, 경제적인 변수가 주거이동에 많은 영향을 미칠 수 있다는 것을 의미하며 특히 부동산 자산이 주거이동에 가장 크게 영향을 미치고 있다고 볼 수 있다.
셋째, 주거이동 의향이 있는 자 중에서 대도시 및 지방중소도시 주거이동 분석에서는 현 거주지역에서 지방중소도시에서 지방중소도시로 이동하려는 의향은 유의미한 정도가 아주 강하게 나타나고 있으며. 수도권과 지방중소도시가 지방중소도시로 이동하려는 의향과 광역시는 대도시로 이동하려는 의향을 보이고 있다. 이는 수도권과 지방중소도시 거주자는 주거비가 저렴한 지방중소도시에 거주할 가능성 많다는 것을 의미한다고 볼 수 있다.
주거환경만족도는 유의미한 정도는 낮으나 불만족이 높을수록 지방중소도시로 이동할 의향이 있다는 것을 보여주고 있다.
이상의 분석결과에서 살펴 본 바와 같이 은퇴세대 가구주가 유의미한 수준에서 주거이동 의향이 있는 것으로 분석되었으며 주택가격이 저렴하고 주거환경만족도가 우수한 지역으로 주거이동 의향이 큰 것으로 분석되었다. 여러 가지 특성의 주거이동 요인 중 경제적인 요인이 주거이전에 가장 크게 영향을 미치고 있는 것으로 보인다.
본 연구의 시사점은 수도권의 인구집중과 주택난, 베이비부머 은퇴세대의 수도권 집중거주, 지방의 청년층의 수도권으로 이주 등으로 인구문제, 주택난, 교통대란 등 비경제적으로 운영되고 있다.
향후 10년 후 에코세대까지 은퇴세대에 진입하게 되면 우리나라 전 인구의 약 3분의1이 은퇴세대가 된다. 서울 및 수도권에 거주하는 부유층은 서울이나 수도권에 머무를 것이며, 수도권의 저소득 빈곤층은 일자리 등의 경제적인 사유로 자율적으로 수도권을 벗어날 수 없는 형편이다. 따라서 서울 및 수도권에 거주하는 중산층의 베이비 부머 은퇴세대는 자의든 타의든 수도권을 벗어날 수 있는 능력이 충분히 있다. 수도권의 부동산을 전세 등의 자산유동화를 통하여 주택가격이 저렴한 지역으로 주거이동을 제안하고자 한다. 이렇게 되면 수도권은 지금과 같이 계속적으로 더 많은 주택을 짓지 않아도 될 것이며, 수도권은 은퇴세대를 대신하여 젊은 청년세대로 채워지게 되면 다소나마 주택난 해소와 산업경제의 발전과 효율성은 배가 될 것이다.
2. 향후과제
베이비부머 은퇴세대 가구주의 주거이동 의향조사에서 의도되지 않은 설문조사에서도 향후 주거이전 의향자가 9.4%나 되었다. 이는 더욱더 많은 수요층이 있을 것으로 예상되며 수요는 점차 늘어날 전망이다. 그래서 이에 대한 수요예측과 진단에 대한 심층연구가 필요할 것이며, 본 연구에서 다루지 못한 의료나 교통, 커뮤니티, 지역자원의 연계성 등에 대한 연구가 필요할 것으로 사료된다.
성공적인 은퇴세대의 주거이전을 위해서 지금 부터라도 지방 거점도시에 지방의 풍부한 지역자원과 연계한 건강한 커뮤니티 주거단지를 조성할 것을 제안할 필요가 있다. 이를 위해서 국가나 지방자치단체 등 공적기관에서 정책입안과 경제적인 지원책이 마련되어져야 할 것이다.
주거이전을 통한 지역균형발전을 위해 은퇴세대의 자산유동화를 통한 주거이동방법 모델 제안 및 저렴한 농촌의 토지와 지방거점 도시의 인프라를 활용하는 주거단지 모델 개발도 추진되어야 할 것으로 보인다.



