I. 서 론
1. 연구의 배경 및 목적
2. 연구의 방법 및 범위
II. 이론적 고찰 및 선행연구 검토
1. 주거환경 만족도
2. 기타지원프로그램(주거급여 및 주택개보수) 만족도
3. 주택 상태
III. 분석의 틀
1. 연구분석의 틀
2. 분석자료
IV. 분석결과
1. 연구대상의 특성
2. 연구변인의 기술통계
3. 연구변인 간 상관분석
4. 매개효과 검증
5. 조절효과 검증
6. 원룸형 거주자의 특징
7. 가설 검증
V. 결 론
I. 서 론
1. 연구의 배경 및 목적
한국은 빠르게 초고령사회로 진입하고 있다. Statistics Korea(2023a)에 따르면 2023년 기준 65세 이상 고령인구는 약 950만명으로 전체인구의 19.7%를 차지하며, 2025년에는 20%를 넘어설 것으로 전망된다. 전남, 경북, 전북, 강원, 부산, 충남 등 일부 지역은 이미 고령인구가 20%를 초과하였으며, 2028년까지 세종을 제외한 모든 지역이 초고령사회에 진입할 것으로 예상된다. 또한 65세 이상 가구주의 가구는 약 549.1만 가구로 전체의 약 25%를 차지하고 있다. 고령화는 건강 및 보건 서비스 수요 증가, 평균 수명 연장 등의 변화를 수반하며, 이에 따라 노인의 삶의 만족도와 주거환경의 질에 대한 관심도 증가하고 있다. 특히 노인의 하루 평균 주거 공간 체류 시간이 10시간 이상에 달하는 점을 고려할 때, 주거환경은 삶의 질에 중요한 영향을 미친다(Korea Labor Force Development Institute for the Aged, 2024). 기존 연구는 주거환경 만족도와 정책적 개입 효과를 개별적으로 분석한 경우가 많았다. 본 연구는 2022년 주거실태조사의 분류에 따라1) ‘기타지원프로그램’(임차급여, 수선유지급여, 주택개보수 등)을 중심으로 만족도, 주택 상태, 주거환경 만족도 간의 관계를 통합적으로 분석하고자 한다. 또한 주택 구조(원룸 여부)에 따라 이들 관계가 달라지는지 조절효과를 검증한다. 실제 통계에서도 고령층일수록 주택 소유율이 높은 경향이 나타나며(70대 70.4%, 60대 67.7%, 50대 64.2%), 이는 노인들이 주거의 중요성을 자각하고 있음을 시사한다(Statistics Korea, 2023b). 주거환경은 단순한 공간을 넘어 인간 삶의 근거지이며, 특히 노인에게는 일상생활 기반으로서 더욱 큰 영향을 미친다(Yoon, 2010). 기존 연구(Park, 2011; Nam & Nam, 2013; Choi et al., 2018)는 노인의 주거환경이 삶의 만족도에 영향을 미친다는 점을 입증하였고, 도시재생사업에서도 주거환경 만족은 중요한 고려요소로 작용하고 있다(Lee et al., 2018; Kang et al., 2007; Jung & Jeon, 2017). 이처럼 주거환경 만족도는 다양한 요인의 복합적 영향을 받으며, 기타지원프로그램의 만족도 또한 단편적인 효과가 아닌 주택 상태 등의 매개를 통해 작용할 가능성이 제기된다. 일부 연구(Kwon & Park, 2017; Jeon & Kim, 2022)는 원룸형 주택 거주자가 일반 주택 거주자에 비해 상대적으로 낮은 만족도를 나타낸다고 보고한 반면, Oh and Lee(2016)의 연구에서는 오히려 원룸형 거주자의 만족도가 더 높게 나타나는 상반된 결과가 보고되었다
따라서 본 연구는 기타지원프로그램 만족도 → 주택 상태 → 주거환경 만족도 간 경로를 설정하고, 주택 구조에 따른 조절효과를 분석하여, 노인가구의 주거정책 수립과 도시재생사업에 실질적이고 구체적인 정책적 제안을 제공하고자 한다.
2. 연구의 방법 및 범위
본 연구에서는 패널데이터인 2022년 주거실태조사 자료를 이용하여 65세 이상 노인 1,750명의 응답을 분석하였다. 연구 대상 선정 과정에서 가구 형태(1인가구 vs. 2인 이상 가구) 및 사회경제적 요인을 고려하였다. 기존 연구(Kim, 2017)에 따르면, 1인가구는 사회적 고립감과 경제적 취약성이 높아 주거환경 만족도에 미치는 영향이 다르게 나타날 가능성이 있다. 따라서 본 연구에서는 가구 형태(1인가구 vs. 2인 이상 가구)에 따른 주거환경 만족도의 차이를 확인하고자 하였으며, 비록 1인가구의 비중이 높다는 표본 특성상 일부 편중 가능성이 존재하지만, 고령층 1인가구 증가라는 사회적 현실을 반영한 결과로, 본 연구의 범위와 분석은 정책적 시사점을 도출하는데에 의의가 있다. 연구를 진행하기 위해 첫째, 선행연구를 검토하여 이론적 배경을 구성하고 변수 간 관계를 설정하였다. 둘째, 선행연구에서 설정한 관계에 따라 연구가설을 제시하고 연구모형을 설계하였다. 셋째, 각 변수를 조작적 정의하였으며, 측정 도구를 제시하였다. 넷째, SPSS 25.0 프로그램과 Process macro 4, 59번 모형을 이용하여 가설을 검증하였다. 본 연구에서는 매개효과 및 조절효과 분석을 위해 SPSS의 Process macro 4번, 59번 모델을 활용하였다. Process macro 4번 모델은 기본적인 매개효과 분석을 수행하는 데 적합하며, 독립변수가 매개변수를 거쳐 종속변수에 미치는 간접효과를 검증할 수 있다(Hayes, 2013). 또한 Process macro 59번 모델은 조절된 매개효과 분석을 수행하는 데 활용되며, 본 연구에서는 주택 구조가 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도 간 관계를 조절하는지 확인하기 위해 사용하였다. 또한 Process macro 59번 모델은 조절된 매개효과 분석을 수행하는 데 활용되며, 본 연구에서는 주택 구조가 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도 간 관계를 조절하는지 확인하기 위해 사용하였다. 기존 연구에서 구조방정식모형(SEM)이 조절 및 매개효과 분석에 활용되는 경우가 많지만, 구조 방정식 모형(SEM)을 사용하기에는 다음과 같은 한계를 지닌다. 연구 변수 수가 제한적이며 이론적 모형이 단순하여 복잡한 모형 검토 보다는 직접 경로계수와 효과 검증이 더욱 적절하다고 판단하였다. 특히, 본 연구의 주요 변수인 기타지원프로그램 만족도와 주택 상태 간 관계를 명확하게 분석하기 위해 경로 분석을 단순화할 필요가 있었으며, 이러한 점에서 Process macro 모델이 적절한 선택이었다. 마지막으로 연구 결과를 요약하고 결론을 제시하였으며, 연구의 한계점에 의거하여 향후 연구에 대해 제언하였다.
II. 이론적 고찰 및 선행연구 검토
1. 주거환경 만족도
주거는 인간에게 있어 중요한 요인으로 작용한다. 주거환경은 인간이 역할을 수행하거나 관계를 맺으면서 삶을 영위하는 공간이며 동시에 정서와 감성을 환기하는 공간이라는 부분이 인간 행동에서 중요한 부분을 차지하는 점을 반영한다(Fried, 1982). 반대로 주거환경이 불만족할 경우에는 개인의 이동 욕구로 이어지는 선행요인이라고 알려졌다(Fredrickson et al., 1980). 이처럼 주거는 개인의 휴식처와 안식처의 개념으로 활용되었지만, 현대사회에서는 자산과 상품이라는 의미까지 개념이 확장되었다(In & Oh, 2020). 그렇지만 여전히 주거지에 대한 만족은 거주자로서의 입장이 크다. 즉, 주거지에 대한 만족은 거주자가 행하는 평가의 과정에서 주거 욕구가 얼마나 충족되느냐의 정도로 볼 수 있다. 이에 근거하여 주거만족도는 주거환경에 대한 기대나 열망이 크고 충족이 작을수록 낮고, 욕구나 필요가 작고 제공된 주거서비스가 양호할수록 높을 것이라 유추할 수 있다(Seol & Chae, 2013). 또한 다양한 학자들의 정의도 이러한 경향성을 보인다. 주거만족이란 거주하고 있는 주택에 대한 주관적인 평가상태를 의미한다(Kwon & Park, 2014). 주거만족에 대한 연구는 주거환경의 질을 총체적으로 평가한다는 점에서 의미가 존재한다고 할 수 있다. 즉, 주거만족은 거주하는 주택에 대한 기대감, 욕구, 열망에 대해 평가하여 주거욕구가 얼마나 충족되는지에 대한 주관적인 평가결과이다(Kim, 2009). 결론적으로 다양한 연구를 종합하면 주거만족은 객관적 주거환경에 대한 주관적 삶의 조건을 표현할 수 있고, 거주자의 기대를 충족시키는 정도이다. 즉, 주거만족을 거주자가 생활하는 주거지의 내외부환경에 대한 주관적 욕구의 반응이라고 할 수 있다(Kim et al., 2016).
주거환경은 전술한 바와 같이 주거지의 내외부환경을 의미하므로 주거지에 대한 만족과 함께 주변시설도 중요하게 작용한다고 할 수 있다. 실제 연구에서도 이러한 부분을 확인할 수 있는데, Robinson et al.(2003)의 연구에서는 주거환경이 범죄예방을 얼마나 수행하느냐에 따라 범죄에 대한 불안감, 이웃에 대한 불안감을 감소시켜 주거만족도를 높인다고 검증했다. 또한, Hur and Morrow-Jones(2008)의 연구에서는 이웃에 대한 만족, 안전에 대한 만족이 주거만족에 영향을 미친다는 점에 대해 검증했다. 이처럼 주거환경은 다양한 지표에 의해서 결정한다는 점을 들어 다양한 세부 요인으로 변수를 측정하였다. 이에 본 연구에서는 주거실태조사에서 조사된 다양한 세부 요인을 변수로 활용하였다. 먼저, 세부 요인은 크게 14개 항목으로, 상업시설 접근용이성은 시장/대형마트/백화점 등에 대한 접근이 용이한 정도로 볼 수 있으며, 의료시설 용이성은 병원/의료복지시설 등에 대한 접근이 용이한 정도이고, 공공기관 접근성은 시청/읍면동사무소/경찰서 등에 대한 접근이 용이한 정도이다. 문화시설 접근성은 극장/공연장/박물관/미술관 등에 대한 접근이 용이한 정도이며, 도시공원 및 녹지 접근용이성은 놀이터/공원/녹지/수변 등에 대한 접근이 용이한 정도이고, 대중교통 접근용이성은 대중교통인 버스, 지하철 등에 대한 접근이 용이한 정도이며, 주차시설 이용편의성은 주차시설에 대한 접근이 용이하고, 이용이 편리한지에 대한 정도이다. 주변도로의 보행 안전은 주거지 근처에서 이동하는 것이 안전한 정도이며, 교육환경은 학교/학원 및 미취학 아동을 위한 시설/서비스 등이 존재하거나 이동이 편리한 정도이다. 치안 및 범죄 등 방범 상태는 주거지가 범죄 등에 대해 노출되어 있는지와 방범에 대한 정비가 되어있는지에 대한 정도이며, 자동차 경적, 집주변의 소음은 주거지가 소음에 노출된 정도이다. 청소 및 쓰레기 처리 상태는 주거지 근처의 쓰레기 투기와 청소의 정도에 대한 만족이며, 대기오염 정도는 주거지가 대기오염에 대한 만족도이며, 이웃과의 관계는 주거지 주변의 이웃과 관계에 대한 만족을 의미한다.
주거환경에 대한 인식을 평가할 때 자주 사용하는 주거만족은 주거환경이 거주자의 기대수준을 충족시켜 주는가의 여부에 따라 좌우되는 주관적 개념이다(Kim, 2009). 그렇지만 다양한 연구자들이 주거만족도, 주거환경 만족도를 정량화하기 위한 이론적 논거들을 통해 현재에는 어느 정도의 정립이 이루어졌다. 일반적으로 주거만족도를 측정하는 방식은 크게 2가지로 나뉜다(Weidemann & Anderson, 1985). 첫 번째 접근방식은 이사 또는 주택 개량과 같은 행동을 예측하기 위한 것으로, 개인이 생각하는 열망이나 욕구가 거주 상태와 얼마나 일치하는지 혹은 불일치하는지를 측정하는 방법이다(Speare, 1974; Newman & Duncan, 1979). 이에 만족하지 못하고 불일치할 경우에는 이사 혹은 주택 개량으로 이어지며, 그를 통해 욕망을 충족시킨다고 본다(Wolpert, 1984; Galster, 1987). 2번째 측정 방식은 주거의 품질로 측정하는 방법이다(Marans & Rodgers, 1975; Galster & Hesser, 1981; Amérigo & Aragonés, 1990, 1997; Bonaiuto et al., 1999; Parkes et al., 2002; Pinquart & Burmedi, 2004). 다양한 연구자들은 2번째 이론을 근거로 측정하는 방법을 주로 활용하며, 임대 상태, 거주 기간, 물리적 특성, 사회적 유대감, 주민사회 특성 등과 같은 요인이 만족도에 영향을 준다고 본다. 이에 다양한 특성을 결합한 주거 만족도 모델을 개발했으며, 사용자 평가를 기반으로 한 피드백과 평가가 주거만족도 측정에서 중요한 요인이라고 본다(Galster & Hesser, 1981; Canter & Rees, 1982). 이에 본 연구에서도 2번째 측정 방식을 기반으로 하고 있으며, 개인이 주거환경에 관련된 다양한 요인에 대해 어느 정도 만족하는지에 따라 주거환경 만족도가 결정된다고 본다. 즉, 주거환경 만족도는 주택의 거주자가 자신이 거주하는 현 주택에 관련된 다양한 요인들에 대한 심리적인 만족도이다. 그러한 점에서 주거만족은 주거환경의 질을 측정하는 중요한 지표로 활용된다(Kim & Park, 2012). 그렇지만 많은 경우에 모든 국민들의 주거만족을 충족시키기는 어려운데, 이는 지속적인 주택공급정책에도 불구하고 주택수요를 여전히 충족시키지 못한다는 점에서 알 수 있다(Kwon & Park, 2014). 이는 주거만족이 단순히 주택에 대한 물리적인 개선만이 필요한 것이 아니라, 주변환경의 영향도 크다는 점에서 기인한다. 이들의 주거만족을 높이기 위한 적절한 주거정책이 필요하다고 할 수 있다. 실제 주거환경 만족도에 있어 기타지원프로그램 만족도와 주택 상태가 영향을 미친다는 점(Oh & Lee, 2016; Kwon & Park, 2017; Jeon & Kim, 2022)을 기초로 하는 후속연구가 필요하다.
2. 기타지원프로그램(주거급여 및 주택개보수) 만족도
2024년 주거종합계획에 따르면, 주거정책은 크게 주거지원(공공주택, 주거급여), 주택공급(민간분양), 택지공급(건설), 주거관련조사, 자금지원, 주거복지로 제시하고 있다(Ministry of Land, Infrastructure and Transport, 2024). 이러한 주거정책 중에서 실제 주거지원프로그램으로 볼 수 있는 것은 주거지원의 공공주택과 주거급여, 자금지원, 주거복지로 볼 수 있다. 공공주택, 주거급여, 자금지원, 주거복지는 명확한 구분이라 하기는 어렵다. 2022 주거실태조사에서는 월세보조금 지원, 전세자금 대출 지원, 주택 구입자금 대출 지원, 주택개량ㆍ개보수 지원, 임대 후 분양전환 공공임대주택 공급, 장기공공임대주택 공급, 공공분양주택 공급, 주거상담과 정보제공 등, 기타로 9가지 구분을 사용하였다. 국가에서 제시한 4종류와 실태조사에서 제시한 9종류는 명확한 기준이 있지는 않다. 선행연구에서도 불명확한 기준 대신에 지원하는 종류에 따라 주택지원프로그램을 크게 3종류로 나누었다. 첫째, 주거지원프로그램은 경제적인 금융지원프로그램이며, 둘째, 주택공급 지원프로그램은 서민들에게 주택을 공급하는 프로그램이며, 기타지원프로그램은 복지 차원의 프로그램으로 구분하였다(Jeon & Kim, 2022). 주거지원프로그램은 경제적인 지원으로, 대표적으로 월세대출이나 자금지원(디딤돌 대출, 전세자금지원, 손익공유모기지 등)을 들 수 있다. 주택공급 지원프로그램이나 잘 알려진 공공임대를 비롯하여 공공분양, 민간분양 특별공급 제도 등이 포함된다. 기타지원프로그램은 흔히 주거급여를 포함한 복지 프로그램으로, 주거급여 외에도 수선유지급여, 주택개량･개보수 지원 프로그램도 포함된다. 따라서 기타지원프로그램은 주거환경을 직접적으로 개선하기 위한 주거급여 중심의 프로그램으로, 국민의 주거안정과 주거수준 향상에 이바지함을 목적으로 한다(Ministry of Land, Infrastructure and Transport, 2023). 인간다운 삶을 위한 조건인 의･식･주 중, 우리나라에서는 주거에 대한 문제가 아직까지는 사회적으로 논의되고 있다(Kim, 2020).
주거지원 서비스, 주거지원프로그램은 해외에서는 사회주택, 공공주거주택의 개념까지 포함된 개념으로 활용된다. 미국의 ‘Public housing and supportive housing’, 호주의 ‘Community housing’, 캐나다의 ‘Social housing’ 등과 같이 저소득층, 노인, 장애인, 중간소득 계층을 지원하는 비영리 또는 정부 기관이 지원하는 주택 제도가 존재한다(Youm & Park, 2022). 해외사례를 확인해 보면, 주거서비스를 통해 취약계층의 주거생활을 도왔으며, 영국, 미국, 일본은 주거급여제도 등의 주거지원 서비스가 최소 20여 년 이상 앞서서 실시되고 있다(Cho & Hwang, 2023). 기본적으로 주거급여나 주거지원프로그램 등이 취약계층에게 제공해야 하는 근거는 취약계층이 살 수 있는 적절하고 안전한 장소가 제공해야 된다는 것이다(Olsen, 2003). 이를 근거로 다양한 주거지원프로그램이 실시되었고, 미국에서는 주택 바우처를 제공한 결과, 성인의 자립이나 건강에게는 영향력이 크지 않았지만 성인의 정신건강과 여성 청소년에 대해서는 긍정적인 효과가 상당하다고 파악되었다(Kling et al., 2007).
주거 바우처, 주거급여는 개인의 주거에 있어 중요한 영향력을 발휘한다. 이처럼 기타지원프로그램으로 대표되는 주거급여는 개인이 살아가는 데에 있어 중요하게 작용한다. 국내 주거급여제도는 지난 20년 가까이 국민기초 생활보장 체계에서 수급자에게 최저생활 유지를 위한 소득보장의 일환으로 추진된 제도이다(Jin, 2016). 주거급여는 수급자를 포함한 취약계층의 주거권을 확보하는 데에 도움이 되었다는 것은 자명하다. 더욱이 주거급여에 대한 부분은 해외사례를 분석하였을 때에 현재까지도 운영되는 제도라는 점에서 국내에서도 유지되어야 하는 제도라고 할 수 있다(Cho & Hwang, 2023). 실제 미국에서의 주거급여에 대한 연구에서도 유사한 주택보조금 제도가 주택공급보다 더 탄력적이며 효과적임을 밝혔다(Sinai & Waldfogel, 2002). 영국에서도 임차인들을 위한 임대료 정책이 존재하며 어느 정도의 효과성이 존재함을 검증했다(Gibbons & Manning, 2006). 이를 통해 해외사례에 대한 선행연구를 통해 주거급여를 포함한 복지 차원의 기타지원프로그램은 중요하게 작용함을 알 수 있다.
주거급여 외에도 주택개보수에 대한 선행연구도 존재한다. 특히 고령화사회로 진입하면서, 노인들의 주거에 대한 고민도 증가하고 있다. 이에 대한 이론적인 부분으로 ‘aging in place’를 들 수 있다. Aging in place에 대한 정의는 다양하게 들 수 있지만, 중요한 것은 살아가던 곳에서 늙어간다는 의미를 내포한다(Lantz & Fenn, 2017). 현재 살고 있는 주택에서 살고자 하는 노인들의 의지를 반영하며, 그에 대한 적절한 주거지원정책으로 주택개보수를 들 수 있다. 이러한 정책들이 적절히 제공될 경우에는 노인들의 주거에 있어 긍정적으로 작용할 것으로 보고 있다. 전술한 이론과 선행연구들이 기타지원프로그램 중 하나인 주택개보수에 대한 정책이 유지될 필요성을 보여주고 있다.
더욱이 기타지원프로그램은 주거환경 만족도에 있어서도 영향력을 나타낸다. 실제 주거정책에 대한 효과성은 다양한 연구에서 검증되고 있다. 실제 주거급여의 효과성에 대한 선행연구에서 주거급여 수급가구의 경우에는 주거만족도가 제고되었음을 보고하였다(Jeon , 2023). 주거급여뿐만 아니라 다른 종류의 복지프로그램 또한 만족도를 높이는 데에 도움이 된다고 보고하고 있다. 공공임대주택 거주자를 대상으로 연구한 선행연구에서 경제적 지원뿐만 아니라 사회적 프로그램, 복지 프로그램도 필요도와 선호도가 존재함을 보여주었다(Jung & Oh, 2024). 이러한 선행연구들을 통해 주거급여, 주거복지에 대한 기타지원프로그램은 주거만족도에 있어 긍정적으로 작용할 것으로 예측할 수 있다.
3. 주택 상태
일반적으로 주택 관련 조건은 전반적인 행복보다 개인의 주택 만족도에 더 직접적이고 중요한 영향을 미친다. 이전 연구자들과 달리 본 연구는 전반적인 만족도가 아닌 주택 만족도에 대한 주택 조건의 영향을 조사하고자 한다. 이에 주택 조건을 측정하는 주택 상태라는 개념을 활용하고자 한다. 실제 선행연구에서도 주택 조건이나 상태와 주거 만족도 간의 연구가 확인되고 있다. Nakazato, Schimmack, and Oishi(2011)의 연구에서는 주택의 조건이 전반적인 만족도보다는 주거 만족도에 있어 큰 영향력을 나타냈으며, Azimi and Esmeaeilzadeh(2017)의 연구에서도 주택 유형과 특성이 주거 만족도에 대한 상당한 영향력을 나타냈다. 다양한 연구에서 주거상태, 주거하는 곳의 물리적 결함이 방치되거나 고쳐지지 않을 경우에는 주거만족도를 지속적으로 낮춘다고 나타냈다(Ogu, 2002; Bonnefoy, 2007; Teck-Hong, 2012; Wongbumru & Dewancker, 2016). 이처럼 주택의 상태나 특성이 주거 만족도에 있어 중요한 영향력을 발생시킨다.
국외 선행연구들이 제시한 주택 상태나 특성과 유사하게 주거만족도를 크게 주택성능과 주거환경으로 나누어 연구한 선행연구도 존재한다. Sung and Nam(2019)의 연구에서는 주택성능과 주거환경을 나누어 만족도를 측정하였고, 결과에서 주택성능과 주거환경에 대한 만족도가 상이할 수 있음을 보여주었다. Cheon and Cho(2020)의 연구에서는 주거만족도와 별개의 변인으로 주택내부시설요소와 주택외부시설요소로 나누어 연구한 바가 존재한다. Jeon(2022)은 기존 연구와는 다르게 주택 상태 만족도라는 개념을 제시하여 주택을 포함한 거주하는 거주지의 성능에 대한 만족도를 측정하여 분석하였다. 이러한 선행연구들을 참조하여 본 연구에서는 주택 상태라는 개념으로 연구하고자 한다.
주택 상태에 포함된 변인은 2022년 주거실태조사에서 확인한 11가지의 요소로, 구조물 상태, 방수 상태, 난방 및 단열, 환기, 채광, 주택 외부 소음, 주택 내부 소음, 재난･재해 안전성, 화재 안전성, 방범 상태, 위생 상태이다. 구조물(견고, 균열) 상태는 주거지의 구조물이 얼마나 견고한지 혹은 균열이 존재하는지에 대한 평가이며, 방수 상태는 주거지 구조물의 방수가 얼마나 유지되는지(습기가 많거나 빗물이 새는지)에 대한 평가로 볼 수 있다. 난방 및 단열은 주거지에서 난방이 얼마나 잘 이루어지는지와 외부와의 단절을 통해 단열이 얼마나 유지되는지에 대한 평가이며, 환기는 주거지의 공기 순환이 잘 이루어지는지(창문 개폐 여부, 통풍 상태)를 판단하여 느끼는 평가이고, 채광은 주거지의 창문이나 문을 통해 빛이 얼마나 잘 들어오는지에 대한 평가이다. 주택 외부 소음은 주거지 외부에서 일어나는 소음이 얼마나 차단되는지에 대한 평가이며, 주택 내부 소음은 층간소음과 같이 주택 내부에서 일어나는 소음이 얼마나 차단되는지에 대한 평가이다. 재난･재해 안전성은 주거지가 재난(산사태, 홍수, 지진)에 대한 안전성에 대한 평가이며, 화재 안전성은 주거지에서 화재가 이루어지거나 그를 예방하는 것(화재예방 전기시설 여부, 화재대피시설 여부)에 대한 평가이다. 방범상태는 외부인의 주택 내 침입에 대한 안전성에 대한 양호도이고, 위생상태는 주택이 얼마나 위생적인지(악취, 벌레 등에 대한 피해 여부)에 대한 평가라고 할 수 있다.
주거환경에 대한 다양한 연구가 이루어지면서, 위와 같은 세부적인 요소의 영향력에 대해서도 검증된 바가 존재한다. Kim and Park(2012)의 연구에서는 단위주택 요인(주택규모, 방수, 옥내시설, 수납공간)과 쾌적성요인(방범, 소음, 분쟁) 모두 주거만족도에 있어 긍정적인 영향력이 존재함을 보여주었다. 더욱이 Cheon and Cho(2020)의 연구에서는 주거만족도와 별개의 변인으로 주택내부시설요소와 주택외부시설요소로 나누어 연구하였으며, 결과에서는 주택내부시설요소와 주택외부시설요소가 대상자에 따라 다른 영향력을 나타냄을 보여주었다. 해당 연구에서 장애인가구와 고령자 가구를 나누어 살펴본 결과, 이들 가구는 주택내부시설요소의 영향을 받지만 그보다 더 주택외부환경요소의 영향을 크게 받았다. 주택 상태 만족도에 대해서 제시한 Jeon(2022)의 연구에서도 주택 상태 만족도가 주거환경 만족도와 정(+)의 상관관계가 유의했을 뿐만 아니라, 주거환경 만족도에 유의한 정(+)의 영향도 존재함을 밝혔다.
이상의 선행연구를 종합하여 기타지원프로그램 만족도가 주거환경 만족도에 영향을 미칠 때, 주택 상태의 매개효과를 검증하고자 한다. 또한 기타지원프로그램 만족도, 주택 상태, 주거환경 만족도 간의 관계가 주택구조에 따라 조절되는지를 검증함으로써 정책적･실무적 시사점을 도출하고자 한다.
III. 분석의 틀
1. 연구분석의 틀
선행연구를 검토한 결과, 주거환경 만족도에 영향을 미치는 다양한 변수가 존재하였다. 기존 연구에서는 각각의 변수를 독립적으로 고려하는 경향이 있어, 다양한 변수를 종합적으로 연구하거나 변수 간의 상호작용 효과에 대한 이해가 상대적으로 부족하였다. 도시재생사업에 있어서 주거환경 만족도는 최근 주목받고 있는 지역공동체 활성화를 위한 주민참여와 지역애착을 유도할 수 있는 중요 요인으로(Lee et al., 2018), 주거환경 만족도의 선행 요인을 검증하는 것은 매우 의미 있는 시사점을 갖는다. 본 연구에서는 주거환경 만족도에 영향을 미치는 요인으로 기타지원프로그램 만족도, 주택 상태, 주택 구조를 고려하였다. 기존 연구(Jeon & Kim, 2022)에 따르면, 주택 상태와 주택 구조는 거주자의 생활 만족도와 밀접한 관련이 있으며, 원룸형 주택 거주자는 상대적으로 낮은 만족도를 보이는 경향이 있다. 다양한 선행연구에서 기타지원프로그램(주택 급여 및 주택 개보수) 혹은 그에 대한 만족도가 주거환경 만족도에 있어 중요한 영향력을 나타낸다(Sinai & Waldfogel, 2002; Gibbons & Manning, 2006; Kling et al., 2007; 김선엽, 박천일, 2012; 천성희, 조명래, 2020; 전세란, 2022). 제시된 선행연구들을 종합하여 본 연구에서는 기타지원프로그램 만족도와 주택 상태 외에도 주택 구조를 조절 변수로 포함하여 주거환경 만족도와의 관계를 분석 질문을 설정하였다.
질문 1 : 기타지원프로그램2) 만족도는 주거환경 만족도에 직접적인 영향을 미치는가?
질문 2 : 주택 상태는 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도 간의 관계를 매개하는가?
질문 3 : 주택 구조(원룸 여부)는 이러한 관계를 조절하는가?
연구질문에 대한 선행연구들은 다음 <Table 1>과 같다.
이를 검증하기 위해 다음과 같은 연구 가설을 설정하였다.
가설 1 : 기타지원프로그램 만족도는 주택 상태 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
가설 2 : 기타지원프로그램 만족도는 주거환경 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미칠 것이다.
가설 3 : 주택 상태는 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도 간의 관계에서 매개 역할을 할 것이다.
가설 4 : 주택 구조는 기타지원프로그램 만족도가 주택 상태를 매개하여 주거환경 만족도에 미치는 영향력을 조절할 것이다.
Table 1.
Related Previous Studies
| Research Questions | Literature Review |
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Q1. Does satisfaction with housing support programs (e.g., rent subsidies, repair benefits, and renovation support) directly affect residential environment satisfaction? | Sinai and Waldfogel(2002), Gibbons and Manning(2006), Kling et al.(2007), Jeon(2023), Jung and Oh(2024). |
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Q2. Does housing condition mediate the relationship between satisfaction with housing support programs (e.g., rent subsidies, repair benefits) and residential environment satisfaction? | Sinai and Waldfogel(2002), Gibbons and Manning(2006), Kling et al.(2007), Kim and Park(2012), Cheon and Cho(2020), Jeon(2022), Jeon(2023), Jung and O(2024). |
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Q3. Does housing structure (e.g., whether it is a one-room unit) moderate the relationship between satisfaction with housing support programs and residential environment satisfaction? | Jeon and Kim(2022) |
본 연구에서 설정한 주요 변수 간 관계 및 조절·매개 경로를 모형으로 나타내면 다음 <Figure 1>과 같다.
2. 분석자료
연구가설을 검증하기 위해 2022년 주거실태조사 자료를 이용하였다. 일반가구 자료 중 65세 이상 노인의 자료를 추출하였다. 1. 기타지원 프로그램 만족도는 임차급여, 수선유지급여, 주택개보수 지원등 주거급여 항목에 대한 개인의 만족도를 측정한 항목으로 구성되며, 4점 척도(3점만점) 으로 응답하였다. 사용된 항목은 Q40.7~Q40.9이다. 2. 주택상태는 주거지의 물리적 조건을 반영하는 항목으로 11개의 항목으로 구성되어 있으며 4점 척도로 응답하였다. 3. 주거환경 만족도는 주거지 주변의 사회적･물리적 환경에 대한 만족 수준을 평가한 항목으로 총 14개의 항목으로 4점 척도로 측정하였다. 분석에 사용한 변수와 내용은 다음 <Table 2>와 같다. 신뢰도 분석 결과, 기타지원프로그램 만족도는 세 개 문항에 모두 응답한 대상자가 없어 Cronbach’s α값을 산출하지 못하였으나, 주택 상태 11개 문항은 .925, 주거환경 만족도 14개 문항은 .879로 매우 양호한 값을 보였다.
Table 2.
Variable Description
본 연구의 자료는 SPSS 25.0 프로그램을 사용하여 다음과 같은 통계분석을 실시하였다. 연구에 사용한 척도들의 신뢰도를 확인하기 위해 각 척도별로 내적 합치도(Cronbach’s α)를 산출하였고, 연구 대상의 인구사회학적 특성을 파악하기 위해 빈도분석(Frequency analysis)을 실시하였으며, 연구변인의 수준을 파악하기 위해 기술통계분석을 실시하였다. 연구변인들 간의 상관관계를 알아보기 위하여 상관분석(Pearson’s correlation)을 실시하였고, 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도의 관계에서 주택 상태의 매개효과와 주택 구조의 조절효과를 검증하기 위해 SPSS Process Macro를 활용한 분석을 실시하였다. 또한 주택 구조의 원룸형 거주자의 특징을 알아보기 위해 카이제곱검정(chi-squared test)을 실시하였다. 상기 통계분석은 유의수준 5%를 기준으로 통계적 유의성 여부를 판단하였다.
IV. 분석결과
1. 연구대상의 특성
본 연구는 2022년 주거실태조사 데이터를 활용하여 65세 이상 가구주 1,750명을 분석 대상으로 하였다. 가구주 기준으로 선정되었으며, 가구 형태(1인 가구 vs. 2인 이상 가구)에 따른 주거환경 만족도의 차이를 분석하였다. 전체 표본 중 1인 가구는 76.4%, 2인 이상 가구는 23.6%로 구성되어 있으며, 이는 고령층 가구 유형에서 1인 가구의 비중이 높은 인구구조적 특성을 일정 부분 반영하고 있다. 다만, 이러한 표본 구성은 연구 결과의 해석에 있어 1인 가구 중심으로 일반화될 수 있다는 한계를 지닌다. 표본 선정 과정에서는 소득 수준, 교육 수준, 직업 유무 등의 사회경제적 요인을 고려하였으며, 이러한 특성을 바탕으로 가구 형태 간 주거환경 만족도 차이를 분석하였다. 연구 대상자의 인구사회학적 특성은 <Table 3>에 제시하였다. 연령은 65~74세 680명(46.1%), 75~84세 586명(39.7%), 85세 이상 209명(14.2%)으로 나타났고, 가구원 수는 1명 1,127명(76.4%), 2명 302명(20.5%), 3명 이상 46명(3.1%)으로 나타났으며, 이는 고령층의 가구형태가 1인 중심으로 재편되고 있는 사회적 경향을 반영하며, 주거 환경 만족도의 해석에도 영향을 줄 수 있다.주거 지역은 수도권 583명(39.5%), 광역시 404명(27.4%), 도 488명(33.1%)으로 나타났다. 점유 형태는 자가 180명(12.2%), 임대 1,295명(87.8%)으로 나타났고, 주택 구조는 원룸형 189명(12.8%), 원룸형 아님 1,286명(87.2%)으로 나타났으며, 소득 10분위는 1분위 562명(38.1%), 2분위 803명(54.4%), 3분위 82명(5.6%), 4분위 이상 28명(1.9%)으로 나타났다<Table 3>.
Table 3.
Characteristics of the Study Participants
2. 연구변인의 기술통계
본 연구에서 측정한 연구변인의 수준을 파악하기 위해 평균과 표준편차를 산출하였다. 기타지원프로그램 만족도의 평균은 3점 만점에 1.89로 나타났고, 주택 상태의 평균은 3점 만점에 1.91로 나타났으며, 주거환경 만족도의 평균은 3점 만점에 1.84로 나타났다. <Table 4>의 기술통계 결과에 따르면, 기타지원만족도의 평균은 으로 전반적으로 높지 않은 수준이다. 특히 주택상태와 주거환경 만족도 역시 낮은 편에 속하는데, 이는 고령층이 주거복지 정책에 대해 전반적으로 낮은 만족도를 지니고 있음을 나타낸다. 이러한 결과는 정책적 개입이 필요하다는 점을 뒷받침 한다고 할 수 있다. 또한 변수들의 정규성 가정 충족 여부를 판단하기 위해 왜도(skewness) 와 첨도(kurtosis)를 산출하였다. 왜도는 절댓값 3 미만, 첨도는 절댓값 10 미만이면 정규분포에 근사하는 것으로 판단하는데(Kline, 2016), 모든 변수가 정규성 가정을 충족하는 것으로 나타났다<Table 4>.
Table 4.
Descriptive Statistics of Key Variables
3. 연구변인 간 상관분석
본 연구의 변인 간 상관관계를 파악하기 위해 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 기타지원프로그램 만족도는 주택 상태(r = .183, p < .001), 주거환경 만족도(r = 148, p < .001)와 통계적으로 유의한 정(+)적 상관관계를 보였고, 주택 상태는 주거환경 만족도와 유의한 정(+)적 상관관계를 보였다(r = 563, p < .001)<Table 5>.
Table 5.
Correlation Matrix of Main Variables
4. 매개효과 검증
기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도의 관계에서 주택 상태의 매개효과를 검증하기 위해 Hayes(2013)가 제안한 Process Macro 4번 모델을 활용한 분석을 실시하였다. 매개효과를 검증하기 위한 회귀분석에서 분산팽창지수(VIF)는 모두 10 이하로 나타나 다중공선성 문제가 없는 것으로 판단되었다(1.000~1.035). 먼저 1단계에서 독립변수인 기타지원프로그램 만족도는 매개변수인 주택 상태에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있으며(β = .183, p < .001), 주택 상태에 대한 기타지원프로그램 만족도의 설명력은 3.4%로 나타났다. 2단계에서 독립변수인 기타지원프로그램 만족도는 종속변수인 주거환경 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있으며(β = .148, p < .001), 주거환경 만족도에 대한 기타지원프로그램 만족도의 설명력은 2.2%로 나타났다. 3단계에서 독립변수인 기타지원프로그램 만족도(β = .047, p < .05)와 매개변수인 주택 상태(β = .555, p < .001)는 주거환경 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있으며, 주거환경 만족도에 대한 기타지원프로그램 만족도와 주택 상태의 설명력은 31.9%로 나타났다.
1단계에서 독립변수인 기타지원프로그램 만족도가 매개변수인 주택 상태에 유의한 정(+)의 영향을 미쳤고, 3단계에서 매개변수인 주택 상태가 종속변수인 주거환경 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미쳤으므로 주택 상태를 통한 기타지원프로그램 만족도의 주거환경 만족도에 대한 간접효과가 유의하다고 할 수 있다. 매개변수가 포함된 3단계에서 기타지원프로그램 만족도의 주거환경 만족도에 대한 영향이 여전히 유의하므로 주택 상태는 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도의 관계를 부분 매개한다고 할 수 있다. 즉 기타지원프로그램 만족도는 주거환경 만족도에 직접적인 영향을 미치고, 주택 상태를 통해 주거환경 만족도에 간접적인 영향도 미친다고 할 수 있다<Table 6>.
Table 6.
Mediating Effect of Housing Condition between Support Program Satisfaction and Residential Satisfaction
<Figure 2>는 기타지원프로그램 만족도가 주택 상태 만족도를 매개로 하여 주거환경 만족도에 영향을 미치는 구조를 시각화하여 제시한 것으로 기타지원프로그램 만족도는 주택상태 만족도에 정(+)적으로 영향을 미쳤으며, 주택상태 만족도 또한 주거환경 만족도에 직접적으로 영향을 미쳤다. 이는 고령층의 주거환경 만족도를 높이기 위해서는 정책만족도가 단순 주거환경 만족도로 이어지는 것이 아니라, 주택의 상태를 개선을 함으로써 영향이 나타난다는 근거를 제공한다.
아울러 부트스트랩 절차에 따라 5,000개의 표본을 생성하여 신뢰구간 95%에서 기타지원프로그램 만족도의 주거환경 만족도에 대한 총효과, 직접효과, 간접효과를 추가로 검증하였다. 기타지원프로그램 만족도가 주거환경 만족도에 미치는 총효과(B = 0.095, p < .001)와 직접효과(B = 0.030, p < .05)는 통계적으로 유의했으며, 기타지원프로그램 만족도가 주택 상태를 통하여 주거환경 만족도에 미치는 간접효과의 95% 신뢰구간이 [0.041, 0.090]이고, 그 사이에 0이 포함되지 않았으므로 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도의 관계에서 주택 상태의 매개효과가 통계적으로 유의한 것으로 판단되었다<Table 7>.
Table 7.
Bootstrap Analysis of Total, Direct, and Indirect Effects of Housing Condition Between Housing Support Program Satisfaction and Residential Environment Satisfaction
| B | S.E. | LLCI | ULCI | t | p | |
| Total Effect | 0.095 | 0.016 | 0.062 | 0.127 | 5.757*** | < .001 |
| Direct Effect | 0.030 | 0.014 | 0.002 | 0.057 | 2.129*** | .033 |
| Indirect Effect | 0.065 | 0.012 | 0.041 | 0.090 |
5. 조절효과 검증
기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도의 관계에서 주택 상태의 매개효과를 주택 구조가 조절하는지 검증하기 위해 Hayes(2013)가 제안한 Process Macro 59번 모델을 활용한 분석을 실시하였다. 주택 구조는 ‘원룸형 아님’을 참조변수로 더미 변환하여 분석하였다. 다중공선성을 문제를 예방하기 위해 모든 모형에서 독립변수는 평균 중심화하여 투입하였고, 조절효과를 검증하기 위한 회귀분석에서 분산팽창지수(VIF)는 모두 10 이하로 나타나 다중공선성 문제가 없는 것으로 판단되었다(1.001~1.467). 분석 결과, 독립변수인 기타지원프로그램 만족도는 매개변수인 주택 상태에 통계적으로 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있고(B = 0.121, p < .001), 기타지원프로그램 만족도와 주택 구조의 상호작용항이 주택 상태에 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다(B = 0.308, p < .001). 따라서 기타지원프로그램 만족도와 주택 상태의 관계에서 주택 구조의 조절효과가 유의하게 나타났다. 기타지원프로그램 만족도가 주택 상태에 미치는 정(+)의 영향은 주택 구조가 원룸형일 때 더 강해진다고 할 수 있다. 다음으로 매개변수인 주택 상태는 종속변수인 주거환경 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있고(B = 0.357, p < .001), 기타지원프로그램 만족도와 주택 구조의 상호작용항이 주거 상태 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치고 있다(B = 0.155, p < .001). 따라서 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도의 관계에서 주택 구조의 조절효과가 유의하게 나타났다. 기타지원프로그램 만족도가 주거환경 만족도에 미치는 정(+)의 영향은 주택 구조가 원룸형일 때 더 강해진다고 할 수 있다. 주택 상태와 주거환경 만족도의 관계에서 주택 구조의 조절효과는 유의하지 않았다(p > .05)<Table 8>.
Table 8.
Verification of the Moderating Effect of Housing Structure
기타지원프로그램 만족도와 주택 상태의 관계에서 주택 구조의 조절효과 양상을 확인하기 위해 주택 구조를 원룸형과 원룸형 아님으로 나누어 기타지원프로그램 만족도가 주택 상태에 미치는 영향을 시각화한 <Figure 3>을 제시하였다. 기존 연구(Jeon & Kim, 2022)에 따르면, 원룸형 주택은 생활 공간이 협소하고, 주거 편의시설이 제한될 가능성이 있어 거주자의 만족도에 영향을 미칠 수 있다. 이에 따라 본 연구에서는 주택 구조에 따른 만족도 차이를 해석하는 데 이러한 맥락을 고려하였다. 주택 구조가 원룸형일 때 기타지원프로그램 만족도에 따른 주택 상태의 기울기가 급하게 상승하므로 주택 구조가 원룸형일 때 기타지원프로그램 만족도의 주택 상태에 대한 정(+)적 효과가 상승한다는 것을 확인할 수 있다.
기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도의 관계에서 주택 구조의 조절효과 양상을 확인하기 위해 주택 구조를 원룸형과 원룸형 아님으로 나누어 기타지원프로그램 만족도가 주거환경 만족도 및 주택상태에 미치는 영향을 시각화한 <Figure 3>, <Figure 4>를 제시하였다. 주택 구조가 원룸형일 때 기타지원프로그램 만족도에 따른 주거환경 만족도와 주택상태 만족도의 기울기가 급하게 상승하므로 주택 구조가 원룸형일 때 기타지원프로그램 만족도의 주거환경 만족도와 주택상태 만족도에 대한 정(+)적 효과가 상승한다는 것을 확인할 수 있다.
6. 원룸형 거주자의 특징
기타지원프로그램 만족도와 주택 상태, 주거환경 만족도의 관계에서 조절효과를 보인 주택 구조의 원룸형 거주자의 특징을 알아보기 위해 카이제곱검정(chi-squared test)을 실시하였다. 인구사회학적 특성의 연령, 가구원 수, 주거 지역, 점유 형태, 소득 10분위에 따른 주택 구조는 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 주택 구조의 원룸형은 연령에서 65~74세의 비율이 비교적 높았고, 가구원 수에서 1명의 비율이 높았으며, 주거 지역에서는 수도권의 비율이 비교적 높았다. 또한 원룸형은 점유 형태에서 임대의 비율이 높았고, 소득 10분위 중에서 2분위의 비율이 상대적으로 높게 나타났다<Table 9>.
Table 9.
Housing Structure by Sociodemographic Characteristics
7. 가설 검증
기존 가설 검증 결과 가설 1, 2, 3에 대해서는 통계적으로 유의미한 결과가 도출되어 지지되는 것으로 확인되었다. 특히 주택 상태는 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도 간의 관계에서 매개변수로서의 기능을 수행하는 것으로 분석되었다. 반면, 가설 4의 경우, 기타지원프로그램 만족도와 주택 상태 및 주거환경 만족도를 연결하는 경로에서 주택 구조의 조절효과는 통계적으로 유의하였으나, 주택 상태에서 주거환경 만족도로 이어지는 경로에서는 조절효과가 검증되지 않아 전체적인 관점에서는 부분적 지지에 그친 것으로 해석된다.
V. 결 론
본 연구는 65세 노인들을 대상으로 주거지원프로그램 중 기타지원프로그램에 대한 만족도, 주택 상태, 주거환경 만족도 간의 관계를 검증하고자 하였다. 또한, 주거지의 중요성이 확인되고 원룸에 거주하는 사람들이 많아짐에 따라 주택유형에 따라 변수들 간의 관계가 달라지는가를 검증하고자 구조방정식 분석과 조절효과 분석을 진행하였다.
분석 결과, 기타지원프로그램 만족도는 주택 상태와 주거환경 만족도에 유의한 정(+)의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 선행 연구(Jeon & Kim, 2022; Kim, 2023)와 유사하게, 기타지원프로그램 만족도가 주택상태 만족도와 주거환경 만족도에 유의미한 영향을 미친다는 사실을 확인하였다. 특히 원룸형 주택 거주자의 경우 이러한 프로그램의 영향력이 더 두드러지는 것으로 나타났으며, 이는 Kwon and Park(2017)의 연구에서 보고된 바와 같이, 단지형 주택 거주자의 높은 만족도와 비교되는 부분이다. 따라서 본 연구는 향후 주택 유형에 따른 차별화된 지원 전략이 필요하다는 정책적 시사점을 제공한다. 기타지원프로그램 만족도가 높아질수록 주택과 주거환경에 더 만족한다고 할 수 있다. 임차급여는 수급자의 임대료 부담을 감소시키고(Kim, 2020), 이는 주거만족을 구성하는 요인이 된다(Kim & Park, 2012). 수선유지급여와 주택개량/개보수 지원은 중서민에게 양질의 주택을 제공하는 선순환 과정을 통하여 장기적으로 임차인의 주거 수준 향상에 기여하는 것으로 연구되었다(Kim & Kim, 2014). 임차급여와 수선유지급여, 주택개량/개보수 지원을 강화할 필요가 있다. 특히 주택개량/개보수 지원은 직접적인 현물을 지급하는 방식이 아닌 간접적인 지원에 해당하는 방식으로, 노인가구의 35.9% 가량이 건축 후 30년 이상 경과한 노후주택에 거주하고 있다는 Kang et al.(2019)의 연구를 고려할 때, 노인가구에게 있어서 기타지원프로그램의 우선적인 지원이 요구된다.
기타지원프로그램 만족도가 주거환경 만족도에 영향을 미칠 때, 주택 상태는 매개 역할을 하는 것으로 나타났다. 즉, 노인가구가 주거 환경에 만족하기 위해서는 주택 상태를 고려할 필요가 있다. Oh et al.(2015)이 주거만족에 영향을 미치는 요인으로 내장재, 건축설비에 대한 인식 수준을 제시하였으며, Oh and Lee(2019)은 주택 내부의 마감상태와 설비상태가 주거만족도에 유의한 영향을 미침을 검증하였다. 본 연구에서도 주택 상태의 유의한 매개효과가 나타났으므로, 노인가구의 주거환경 만족도를 위해서는 주택 상태를 개선할 필요가 있을 것이다. 특히 노인을 위한 무장애 디자인은 WHO(2007)의 고령친화도시 국제네트워크(Global Network of Age-Friendly Cities & Communities) 프로젝트에서도 노인을 위한 주택 설계의 하위영역으로 포함되어 있을 정도로 노인가구에게 필요한 지원으로 볼 수 있다.
원룸형 여부에 따른 주택 구조의 조절효과는 기타지원프로그램 만족도와 주택 상태, 기타지원프로그램 만족도와 주거환경 만족도 간의 관계에서 유의한 것으로 나타났다. 원룸형 거주자의 경우에 기타지원프로그램 만족도의 정(+)적 영향력이 더욱 강화되는 것으로 확인되었다. 본 연구에서 원룸에 거주하는 노인가구는 189명으로, 전체의 12.8% 수준을 보였으나, 이들에 대한 지원을 확대하는 것이 노인의 주거환경 만족도를 효과적으로 개선할 것으로 판단된다. 원룸 거주자들을 대상으로 조사한 결과에서는 노인가구 중 원룸 거주자는 65~74세의 전기노인 비중이 높게 나타났고, 1인가구, 수도권 거주자, 임대주택, 소득 2분위 해당자의 비중이 원룸에 거주하지 않는 경우에 비해 상대적으로 높게 나타났다. 노인가구의 인구사회학적 특성에 따라 주거지원프로그램을 강화할 필요가 있다.
본 연구는 기존 연구에서 개별적으로 다뤄졌던 기타지원프로그램 만족도와 주택 상태를 매개변수로 설정하여 주거환경 만족도에 미치는 영향을 통합적으로 분석하였다. 또한, 원룸형 거주자의 경우 프로그램의 효과가 더욱 뚜렷하게 나타난다는 점에서, 향후 맞춤형 주거 지원 정책의 필요성을 시사한다. 이러한 연구 결과는 기존 연구와 차별화되며, 원룸형 거주 노인들을 위한 맞춤형 주거정책 수립에 대한 구체적인 방향성을 제시할 수 있다. 이러한 결과를 바탕으로 향후 정책적 개선 방향을 다음과 같이 제안한다. 첫째, 노인들을 대상으로 기타지원프로그램을 맞춤형으로 세분화하여 제공할 필요가 있다. 기존 연구에서 도출된 바와 같이 다양한 종류의 지원프로그램이 중요하지만, 본 연구에서 기타지원프로그램은 노인들에게 있어 긍정적인 영향력이 확인되었다. 둘째, 주택상태 개선을 위한 추가적인 전략이 필요하다. 즉 주택 개량 및 개보수 지원을 확대하여 노후화된 주거 환경을 개선하는 전략이 요구된다. 기존의 기타지원프로그램이 주택을 개량하거나 보수에 도움을 주고자 하는 것이지만 이것만으로는 충분하지 않다. 특히 노인에게 있어 적절한 주택개선은 해외연구에서도 강조하고 있다는 점에서 우리나라에서도 그에 대한 정책이 필요할 것으로 사료된다. 셋째, 노인이 거주하는 주택을 확인하고 그에 따라 지원을 강화하는 것이 필요하다. 결과에서 검증된 바와 같이 원룸에 거주하는 노인이 프로그램 만족도가 긍정적으로 강화되었다는 점에서 그들에 대한 지원이 효과적으로 작용할 것임을 알 수 있다. 따라서 원룸에 거주하는 노인들을 조사하고, 그들을 시급한 지원대상으로 지정하여 지원할 필요가 있다.
본 연구는 단순히 변수 간의 관계를 확인하는 데 그치지 않고, 가구 형태와 주택 구조에 따른 주거환경 만족도 차이를 실증적으로 분석했다는 점에서 의의가 있다. 특히 1인 가구 및 원룸형 주거자의 경우 기타지원 프로그램의 효과가 더욱 뚜렷하게 나타났으며, 이는 고령층 내의 생활 조건과 주거 구조에 따라 정책의 체감 효과가 달라 질 수 있음을 보여준다. 이러한 분석은 선행 연구들이 변수별 독립적 영향을 중심으로 접근해 온 것과 달리 조절된 매개모형을 통해 통합적으로 설명한 시도라고 할 수 있다. 본 연구는 이러한 통합적 구조를 제시함으로써 고령층 주거복지 연구의 새로운 틀을 제시한데 학문적 기여가 있다. 향후 기타지원프로그램의 효과성을 극대화하기 위해서 사회적 지원 시스템과의 연계를 고려해야 한다. 향후 연구에서는 장기 패널 데이터를 활용하여 주거환경 만족도의 변화 과정을 분석하는 것이 중요할 것이다.
본 연구에서는 기타지원프로그램이 주거상태 만족도와 주거만족도에 대한 영향을 심층적으로 확인하고 분석하여, 효과적인 정책사업을 시행하기 위한 방향성을 제시하였다. 이러한 시사점에도 불구하고 다음과 같은 한계점을 가진다. 첫째, 분석에 사용한 자료는 2022년 주거실태조사로, 1개년 자료만을 반영하였다. 만족도는 시기에 따라 영향 관계가 달라질 수 있으므로(Jung, 2015), 후속 연구에서는 장기간의 데이터를 반영한 종단연구를 진행한다면 노인의 주거환경 만족도에 대한 새로운 시사점을 도출할 수 있을 것이다. 둘째, 2022년 이후, 주거약자용 편의시설이 적용된 고령자 복지주택(Ministry of Land, Infrastructure and Transport, 2024) 등 노인을 위한 주거지원 정책이 실시되고 있다. 따라서 추후에 조사될 패널데이터를 활용하거나 설문조사를 통한 후속연구를 진행한다면, 이러한 정책의 효과를 반영한 후속 연구가 가능할 것으로 판단된다. 마지막으로 본 연구에서는 경로 분석을 보다 단순화하고 직관적으로 해석하기 위해 Process macro 모델을 적용하였다. 그러나 향후 연구에서는 보다 정밀한 경로 분석이 가능하도록 구조방정식모형(SEM)을 활용하는 것이 바람직할 것이다. 이를 통해 기존 연구 결과와 비교 검토하여, 주거환경 만족도 및 기타지원프로그램 간의 관계를 더 깊이 있게 분석할 수 있을 것으로 기대된다.
