자가 소유 지표 변화를 활용한 청년 주거 안정의 다차원적 연구^*:

주거 안정성은 청년층의 자가 소유만으로 보장되는 것은 아니지만 자가 소유가 주거 안정성을 담보하는 주요 요인이라는 점에서는 이견이 없다. 따라서 자가 소유는 주거 정책의 핵심 의제 중 하나라고 볼 수 있다. 자가 소유와 주거 안정성의 연관성에도 불구하고 관찰되는 청년 주거의 불안정한 상황은 해결책이 요원한 상황이다. 내 집 마련에 대한 청년층의 수요 증가에도 불구하고 주택 가격 상승과 이에 따른 부채 부담 가중은 자가 소유로 연결되는 원활한 주거 사다리 형성을 방해하고 있다. 청년층에게 비우호적인 주거 환경의 심화는 청년층 주거 정책에서 주거 복지에 대한 개념을 도입하게 된 배경이라고 할 수 있다(이현정·임태균, 2022; 홍인옥 외, 2012). 이후 정책 대상을 세분화하여 청년층을 1인 가구, 신혼부부 가구를 대상으로 정책을 수립·집행하였다. 이에 공공임대주택, 신혼희망타운, 청년주택 등의 물리적 공급 확대와 청년 대상 전세 임대, 주거 안정 월세 대출, 주거급여 등의 금융 정책 지원이 다각적으로 추진되고 있다(마이홈포털, 2023; KDI, 2023; LH, 2023). 해당 사업은 청년층의 주거 안정을 도모함과 동시에 주거 사다리의 원활한 단계적 이동을 통해 자가 소유에 도달하는 기반 형성임을 부인하기 어렵다.

자가 소유는 개인의 생애주기와 결부되어 차가 점유에 대비하여 선호되며 주거 안정을 담보한다(Aarland and Reid, 2019; Clark et al., 2003). 구체적으로 자가 소유가 가구에 주는 이점은 다양하다. 자가 소유는 개인의 부의 축적을, 장기적 관점에서 생애 주기의 원활한 이전을 가능하게 하며, 주거 만족도와 개인의 건강 및 자신감, 자녀 세대 교육 및 정서 등에 영향을 준다(Acolin, 2022; Clair et al., 2023; Green and White, 1997; Rohe and Stegman, 1994). 또한, 지역에 정착함에 따라 지역 사회 활동에 적극적으로 참여한다(Acolin, 2022; Shin and Yang, 2022). 투자 관점에서도 자가 소유는 개인의 자본 이득을 가능하게 하여 자산 축적의 기회로 인식된다(김경환·손재영, 2015; Clark et al., 2003). 그 외에도 자가 소유는 지역 및 국가의 경제성장 및 주거 복지에도 기여를 한다(Clark and Dieleman, 1996; Myers and Wolch, 1995).

상기의 자가 소유의 이점은 청년층에도 적용이 가능하다. 자가 소유는 청년층의 부의 축적(wealth accumulation)을 가능하게 하며, 지역 정착 효과(rootedness)를 가져와 청년의 사회 참여를 유인, 사회적 자본 증대에 기여할 수 있다. 또한, 자가 소유에 따른 주거의 육체적, 심리적 건강은 생애주기 이행(life course theory)을 원활하게 한다. 기 연구 내용과 이를 청년층에 적용한 일련의 내용들은 청년층의 자가 소유 증진이 주거 안정성에 기여함을 엿볼 수 있는 것들이다. 자가 소유 증진의 긍정적인 영향은 중앙정부가 자가 소유 지원을 위한 공적 담보대출지원, 세제 혜택을 비롯하여 금융기관을 통한 다양한 자가 소유 관련 금융 상품의 제공을 통해 지지하고 있다(홍인옥 외, 2012).

상기 언급한 바와 같이 자가 소유는 다양한 의미를 담고 있기 때문에 개인의 상태를 보여주는 지표로 활용이 가능하다(하성규, 2006). 따라서 자가 소유는 주거 정책의 핵심 의제로 부각될만한 특성을 지니고 있다고 볼 수 있다.

청년층의 주거 문제와 직, 간접적으로 연관된 선행연구는 양적으로 충분하다. 특히 청년층의 주택 점유형태에 대한 연구는 다양한 관점에서 나타나고 있다(박종훈·이성우, 2016; 이주형 외, 2009; 최유미·남진, 2008). 최근에는 청년 실업, 만혼, 저출산 등의 사회 구조 변화를 경험하는 청년 1인 가구와 신혼부부의 주거 문제를 직·간접적으로 다룬 연구가 다수 수행되었다(김비오, 2019; 박미선, 2017; 박애리 외, 2017; 박종훈·이성우, 2017; 박진호 외, 2021; 안용진·김주현, 2016; 이창효·장성만, 2016; 이현정·김영주, 2018).

기 수행된 연구들은 청년 가구의 자가 소유 양극화에 주목하고 있다. 청년 1인 가구는 현재 전체 가구의 약 25% 수준에 이르는 것으로 나타나고 있다(이현정·김모윤, 2019). 청년 1인 가구는 도심에 거주하는 경향이 주로 나타나고 있으나(김재익, 2013), 소득 수준이 높은 일부 집단을 제외하고는 대체적으로 경제적 여건이 수월하지 못하여 차가 점유가 많이 나타나는 것으로 보고된다(박보림 외, 2013; 조하은·김의준, 2018). 신혼부부 가구의 주거 문제를 다루고 있는 관련 연구들은 주택 가격, 자녀 출산 등 주거의 가구 내·외부의 환경을 중심으로 논의하고 있다. 신혼부부 가구의 주거 안정성은 자가 소유 여부에 의해 결정된다. 자가를 소유한 신혼 부부 가구는 주거 안정성을 담보할 수 있지만, 자가를 소유하지 못한 경우에는 주택 자금 대출과 관련된 금융 비용, 전·월세 등의 주거비 비용으로 인해 경제적 부담이 가중되어 주거 안정성을 확보하기 어렵다. 자가를 소유하지 못한 신혼부부 가구는 자녀를 출산하는 경우, 자녀 양육비 부담이 가산되어 자가 소유 확률이 더욱 낮아질 개연성이 높다(박천규·이영, 2010; Clark and Dieleman, 1996). 한편 높은 수준의 주택 가격은 신혼부부의 주택 점유형태 선택에 있어 부모의 이전 소득에 의존하는 경향을 보여준다(이소영·이창무, 2019; Bleemer et al., 2014). 자가 소유 달성을 위해 물리적으로 독립적이지만 경제적으로는 비(非) 독립인 신혼부부 가구의 출현은 청년층이 주택 시장에서 겪는 어려움을 시사하고 있다(마강래·권오규, 2013; 박종훈·이성우, 2017; 신영식·이현석, 2017).

주거 안정성은 거시경제 환경에도 영향을 받는다. 대부분의 선행연구는 공통적으로 경제 환경의 변화는 주택 점유형태 결정에 유의미한 영향이 존재함을 밝히고 있다(김리영·황은정, 2012; 김성용·조주현, 2017; 김진우·김승희, 2019; 윤성현, 2011; 정의충·정의철, 2022). 경기 변화, 그중에서도 비우호적 경제 환경은 경제적 불확실성을 증가시키며, 이는 가구의 주택 점유형태 결정에 부정적인 영향을 미친다(Fisher and Gervais, 2011). 청년층의 경우 금리 인상과 같은 금융 요인 변화로 인해 사용자 비용이 증가하여 경제적 부담이 가중되어 자가 소유 확률이 낮아진다(정의철, 2005). 부동산 시장에서는 부동산 금융에서의 대출 제약 수준의 증감을 통해 시장 안정화를 도모한다. 만약 시장 안정화를 위해 대출 제약이 시행되는 경우, 국내외를 막론하고 청년층의 자가 소유 확률을 감소시킨다(이경애, 2017; 이현진·이용만, 2017; 장지영·정의철, 2019; Myers and Lee, 2016).

지금까지 살펴본 연구들은 청년 1인 가구 및 신혼부부 가구를 대상으로 주거 점유형태 중심으로 진행되었음을 알 수 있다. 다수의 연구가 수행되었지만, 청년가구의 주거 형태 변화를 청년의 연령 변화, 여기서 추가되는 이주 요인을 장기적 관점에서 탐색한 연구는 다소 미흡한 것으로 이해된다. 횡단면 및 패널 단위 연구도 대안이 될 수 있겠지만 시간 변화에 따른 청년 주거의 지표 변화를 통시적으로 이주 변화에 따라 주택 하부시장 단위로 구체화하여 살펴보는 것은 청년 주거의 정책 수요에 기인하는 잠재적 정책 환경 진단과 유기적 대응 체제 구축이 가능하다는 점에서 필요하다. 이는 단순히 주거 관련 특성을 관측하는 것 이상으로 청년층이 경험하고 있는 전반적인 사회 변화를 복합적으로 조명한다는 측면에서 의미가 있다. 이에 본 연구는 청년층의 자가 소유에 대해 연령 증가에 따른 개선 여부, 주거 이동이 자가 소유에 부정적인지, 그 결과가 지역별로 차별적인지에 대해서 종단 관점에서 살펴봄으로써 연구의 차별성을 도모하고자 한다.

이중생잔모형과 이항 로지스틱 모형을 결합하여 연령, 주거 이동이 청년 연령층의 주택 점유형태에 미치는 요인을 분석한 결과는 <표 3>에서 확인할 수 있다. 먼저, 모형의 설명력을 나타내는 조정 결정계수(max-rescaled R-square)는 결합 연도별로 설명력이 2008년~2012년 모형에서 수도권 0.3284, 비수도권 0.2536으로 2016년~ 2020년 모형에서 수도권 0.5094, 비수도권 0.4466으로 나타나 모형 전체의 설명력이 통계적으로 타당하다고 할 수 있다.

분석모형에서 대부분의 통제변인은 변인설명에서 예측한 바와 크게 다르지 않은 것으로 나타나 간결하게 논의를 전개하면 다음과 같다. 성별 변인의 경우에는 남성 가구주가 여성 가구주에 대비하여 자가 소유 확률이 통계적으로 유의미한 수준에서 높게 나타났으며, 그 영향력은 추정계수의 간접 비교(=추정계수의 Magnitude 간 비교)를 통해 비수도권에서 더 큰 것으로 확인되었다. 소득 변인의 경우에도 자가 소유 확률과 정(+)의 연관성을 보였으며, 수도권에 비해 비수도권에서 보다 큰 것으로 파악되었다. 권역 간 차이는 수도권의 높은 주택 가격에 따른 세대 간 자산 이전, 금융 대출 등의 영향력이 반영된 것으로 추측된다. 교육수준과 직업수준의 경우에는 자가 소유 확률과의 연관성이 일관되지 않은 것으로 나타났다. 해당 결과는 상기 언급한 소득 통제 여부에 따른 경험적 논거가 상이한 결과와 그 궤를 같이하는 것으로 이해할 수 있다.

주택유형의 경우에는 지역, 시기를 막론하고 아파트 및 다세대 주택의 선호가 상대적으로 높게 나타났지만, 단독주택은 낮은 것으로 분석되었으며, 변인은 대체로 통계적 유의성이 높은 것으로 도출되었다. 이는 주택 시장에서 자가 소유를 선택하는 경우, 아파트나 또는 가격이 비교적 저렴하지만 직주접근성, 편의성 등을 갖춘 다세대 주택의 선호가 청년층 사이에서 높은 데 기인하는 것으로 해석할 수 있다. 내구연수의 경우에는 수도권은 자가 소유 확률에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타난 반면, 비수도권은 자가 소유 확률에 정(+)의 영향력을 미치는 것으로 도출되었다. 이는 수도권의 경우에는 비수도권 대비 신규 주택 공급의 원활성과 청년층의 주택 시장에 대한 선호(=쾌적성, 편의성) 등이 복합적으로 작용하는 데 반해 비수도권의 경우에는 신규 주택 공급의 부족, 상대적으로 낮은 주택 가격에 따른 점유형태 전환이 보다 다양하게 나타난 것으로 이해된다.

가구 유형의 경우에는 참조집단 범주에 비하여 1인 가구와 신혼부부의 자가 소유 확률은 낮은 것으로 나타났으며, 특히 1인 가구 범주에서 자가 소유에 대한 부(‒)의 연관성 정도가 상대적으로 큰 것으로 도출되었다. 본 연구가 주목하고 있는 “주거 안정=자가 소유”라는 명제를 상기하면, 청년 1인 가구는 청년층 중에서 주거 여건의 취약 정도가 가장 높은 범주로 이해할 수 있다. 결과에 근거하면 청년 1인 가구에 대한 정책적 대응이 가장 긴요하게 이루어질 필요성을 시사하고 있다.

연령 집단의 분석 결과는 청년층에 진입한 계층이 상대적으로 주거 여건이 취약함을 직접적으로 보여주고 있다. 또한, 주거 이동 변인의 경우에는 주거 이동하지 않은 가구에 대비하여 주거 이동을 선택한 가구의 자가 소유 확률이 낮은 것으로 나타났다.

연령효과, 이주효과, 동화효과를 해석하면 다음과 같다. 먼저, 연령효과의 경우 2008년~2012년 기간에서는 수도권에서 35세~44세 청년층 집단에 대비하여 30세~34세 집단이 통계적으로 5% 수준 내에서 유의미한 것으로 나타났으며, 자가 소유 확률과 부(‒)의 연관성을 형성하는 것으로 도출되었다. 이러한 결과는 2016년~2020년 기간에서도 유사하게 나타났다. 주거 이동효과의 경우, 비주거 이동 범주에 비하여 주거 이동 범주의 경우 자가 소유 확률이 낮은 것으로 나타났으며, 2008년~2012년의 모형에서 대체적으로 통계적 유의성이 확보된 것으로 도출되었다. 주목할 만한 또 다른 분석결과 중 하나는 비수도권의 경우 비주거 이동 범주에 비하여 기간과 시도 내 주거 이동을 통제한 모형에서 자가 소유 확률과 정의(+) 연관성을 보이는 것으로 나타났다는 점이다. 이러한 결과에 대한 논거로서 비수도권의 주택 시장의 부동산 가격 상승기에 따라 비주거 이동 가구에 비하여 주거 이동 가구의 구매력이 증진된 점을 제시할 수 있다.

연도×연령×주거 이동 변인의 결합으로 구축된 변인을 통해 동화효과를 파악하면 다음과 같다. 시도 간 주거 이동 범주의 경우 연령 증가에 따른 동화효과가 비주거 이동 범주에 비하여 큰 것으로 나타나고 있다. 이는 시도 간 주거 이동 집단이 비주거 이동 집단에 비하여 연령이 증가할수록 상대적으로 자가 소유 확률이 높아진다고 볼 수 있으며, 이들 집단의 주택 시장 편입이 상대적으로 수월함을 시사하고 있다. 또한 분석대상 청년층의 초기 연령의 경우 시도 간 주거 이동의 경우에도 비교적 낮은 주택 가격으로 비수도권에서는 주택 시장 내 편입 가능성이 수월하지만, 수도권은 주택 시장진입 장벽이 가격으로 인해 높게 구축되어 있기 때문에 편입 가능성이 어려운 점도 함께 시사하는 것으로 해석할 수 있다.

상기 <표 3>의 분석결과를 활용하여 평균 조건인 경우 자가 소유에 대한 예측확률(predicted probability) 변화를 살펴보았다. 평균조건에서의 확률을 구하기 위해 (식 5)를 이용하였으며, 분석 결과를 <그림 1>로 표현하였다.

그림 1. 평균조건인 경우 자가 소유 확률 변화

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평균조건인 경우 예측확률의 변화는 앞서 언급한 세 범주의 주거 이동 형태에 대하여 시점을 2008년~2012년, 2016~2020년으로, 공간 범위를 수도권, 비수도권 방식으로 구분하여 분석하였다. 2008년~2012년을 살펴보면 다음과 같다. 먼저, 시도 간 주거 이동에서는 모든 관측 기간 내 수도권과 비수도권 대부분 자가 소유 확률이 감소하는 것으로 도출되었다. 반면, 시도 내 주거 이동의 경우에는 수도권은 자가 소유 확률이 감소하는 것으로 예측되었으나, 비수도권은 자가 소유 확률이 증가하는 것으로 드러났다. 비주거 이동의 경우에는 수도권에서는 19~29세, 35~ 44세는 자가 소유 확률이 상승하였으나, 30~34세는 큰 변화가 없는 것으로 관찰되었다. 반면, 비수도권은 30세 이후의 코호트에서는 자가 소유 확률이 상승하는 것으로 나타났다. 비수도권의 경우에는 시도 간 주거 이동의 경우에는 35~44세 연령 집단에서는 유의미한 감소를 보였으나, 그 외 연령 집단에서는 유의미한 확률 하락을 보이지 않아 수도권과는 다른 형태를 보여주었다. 시도 내 주거 이동 및 비주거 이동의 경우에는 확률의 차이는 존재하지만(비주거 이동의 자가 소유 확률이 상대적으로 매우 높음), 대부분 청년층의 자가 소유 확률이 개선되는 것으로 나타났다.

해당 분석결과에 대해 논의하면 수도권의 경우에는 글로벌 금융 위기로 위한 주택 시장 침체와 함께 동반된 가격 하락이 작용, 이주를 선택한 청년층의 자가 소유 확률이 감소하였을 것으로 추측된다. 해당 시기에도 부동산에 대한 투자 수요가 존재하나,¹⁴⁾ 외생 요인으로 인해 제한적이었으며, 자본 이득에 대한 기대감 상실로 투자 가치가 확연히 감소한 것으로 나타났다(박종훈, 2019). 부동산 시장에서 청년층에게는 투자 관점에서 부동산을 통한 자본 이득의 기대감이 감소한 것이 두드러진 것으로 추측된다.¹⁵⁾ 비수도권 주택 시장에서는 주거 안정=자가 소유라는 공식이 정립되어 있다는 점, 거시경제 변화에 비탄력적이라는 점, 부동산 가격의 상승률 및 가격 수준이 수도권 시장과 비교하여 상대적으로 낮았다는 점이 작용한 것으로 이해되고 있다.

한편, 기간별 분석결과와 관련하여 2016년~ 2020년의 경우에는 2008년~2012년과 사뭇 다른 것으로 도출되었다. 2016년~2020년의 경우에는 박근혜 정부의 친(親) 시장주의 정책, LTV, DTI의 완화로 인한 부동산 가격 부양, 이후 문재인 정부의 정책 개입으로 인한 가격 상승, 2020년 초 발생한 코로나 → 이를 극복하기 위한 재정 지출 확대 → 여기서 비롯된 자산 인플레이션(김성우, 2022)¹⁶⁾이 복합적으로 나타난 시기이다. 이러한 점을 고려하여 해당 기간 수도권 분석결과에 대하여 살펴보면, 시도 간 주거 이동과 시도 내 주거 이동의 자가 소유 확률은 모든 연령대에서 증가하는 것으로 나타났다. 이는 투자재이면서 소비재의 성격을 동시에 띠고 있는 주택 재화에 대한 수도권 청년층의 합리적 소비 성향이 반영된 결과로 해석할 수 있다. 또한, 비주거 이동의 경우에는 19세~29세의 자가 소유 확률이 크게 증가한 것에 주목할 필요성이 있다. 이들 연령층이 상대적으로 다른 연령층에 비하여 자산 축적을 위한 여건이 부족한 연령층임을 고려하면, 부모로부터의 자산 이전에 크게 기인하였을 가능성을 생각해 볼 수 있다. 또한, 부동산 가격 상승에 따른 과도한 세 부담과, 세대 간 자산 이전 어려움에 대응하기 위한 방편으로서 부모 세대의 자산 보존의 행태가 반영되었을 가능성도 생각해 볼 수 있다. 자가 소유 확률이 크게 증가한 19세~29세 연령 집단과 다르게 30세~34세의 상승 기울기는 비교적 낮은 것으로 나타나고 있는 바, 이는 30세~34세 집단의 자가 소유 확률로 판단하는 주거 안정성이 수도권 내 상대적으로 취약함을 보여주고 있다.

비수도권 모형 분석결과와 관련하여 시도 간 주거 이동, 시도 내 주거 이동을 모두 포함하는 주거 이동 범주의 경우 수도권과 동일하게 자가 소유 확률이 모든 연령 집단에서 증가하는 것으로 도출되었다. 이는 수도권 시장에 비해 상대적으로 낮은 부동산 가격이 청년층의 자가 소유 확률을 높이는 영향 요인으로 작용한 결과로서 이해되고 있다. 청년층의 비주거 이동 집단의 경우에는 수도권 분석결과와 대체적으로 유사한 것으로 나타났다. 다만, 30세~34세의 자가 소유 확률이 19세~29세에 비하여 상대적으로 높다는 점에서 차이가 있다. 이는 수도권의 30세~34세 청년층에 비해 비수도권의 30세~34세 청년층의 주거 안정성이 높음을 시사하고 있다는 점에서 의미가 있다.

<그림 2>는 한계효과(marginal effect)를 소득분위를 구분하여 분석한 결과이다. 소득 분위를 구분하여 청년 연령대별 자가 소유 확률의 변화를 살펴봄으로써 구체적인 정책 시사점 도출이 가능하다. 한계효과는 아래의 (식 6)을 통해 계산하였다.

그림 2. 소득 1분위, 9분위인 경우 자가 소유의 한계효과 변화

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여기서 한계효과는 가구소득별 자가 소유 확률 변화를 분명히 제시하기 위해 1분위와 9분위의 가구소득을 대입하였다.

먼저 가구소득 1분위의 경우 자가 소유 확률이 수도권에서는 2008년~2012년에서는 시간 경과, 주거 이동여부와 무관하게 감소하거나 미미하게 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 저소득층 청년의 자가 소유 제고를 위한 정책의 실효성이 높지 않았음을 직접적으로 보여주는 것으로 이해할 수 있다. 또한, 2016년~2020년에는 일부 범주에서 자가 소유 확률이 높아지는 것으로 나타났으며, 특히 시도 내 주거 이동의 한계효과가 비교적 크게 나타났다. 비주거 이동의 경우에는 한계효과 변화가 상대적으로 작은 것으로 도출되었다.

한편, 비수도권의 경우에는 2008년~2012년, 2016년~2020년이 비교적 명확하게 다른 양상을 보이는 것으로 나타났다. 보다 구체적으로, 시도 간 주거 이동 범주에서는 대체적으로 2008년~2012년의 한계효과가 감소하는 것으로 나타났지만, 2016년~2020년에는 크게 증가한 것으로 나타났다. 해당 결과는 비수도권의 주거 지원 관련 정책은 해당 지역 저소득 청년층의 주거 여건 개선효과가 일부 나타난 결과로 해석이 가능하다. 시도 내 주거 이동의 경우에는 2008년~2012년에서는 한계효과가 상승하는 것으로 나타났으나, 변화 폭이 크지 않은 것으로 확인되었다.

다음으로 소득이 9분위인 경우 한계효과 변화는 다음과 같다. 먼저, 수도권의 한계효과는 소득 분위와 무관하게 동일하지만, 비수도권 시장은 다른 양상이 나타나고 있다. 구체적으로, 2008년~2012년의 시도 간 주거 이동의 경우에는 한계효과가 연령 집단별로 나타나는 변화가 크지 않았고, 시도 내 주거 이동에서는 연령층이 상대적으로 높지 않은 청년층의 집단에서는 변화가 상대적으로 연령층별로 다른 것으로 나타났다. 비주거 이동의 경우에는 고소득층의 경우에는 모든 청년 연령층 집단에서 변화가 미미하거나 다소 감소하는 것으로 도출되었다. 2016년~2020년의 경우에는 시도 간 주거 이동에서는 청년 집단 중 낮은 연령층에서는 한계효과 변화가 큰 것으로 나타났으나, 그 이후에는 크지 않은 것으로 나타났다.

비수도권의 경우에는 가구소득 9분위 청년층은 수도권 청년층에 대비하여 자가 소유 확률이 높은 것으로 나타났다. 2008~2012년의 경우에는 이주 여부에 따라 안정적인 변화 폭을 보이는 반면, 2016년~2020년에는 이주 유형에 따라 연령별 자가 소유의 한계 효과가 다르게 나타났다. 시도 간, 시도 내 이주를 선택한 19~29세의 연령 계층은 큰 폭의 자가 소유 확률 변화를 보여주었다. 그 외 연령대에서는 자가 소유 확률이 시도 간 이동은 증가, 시도 내 이동은 감소하는 것으로 드러났다. 반면 이동을 선택하지 않은 경우에는 전반적으로 감소하는 형태로 나타났다.

현재 우리 사회의 청년층은 급변하는 사회 환경에서 안정적인 상황에 도달하지 못하고 있다. 이에 청년층의 안정적 사회 진출을 도모하기 위한 목적을 견지하여 청년 문제를 해결하기 위한 노동, 주거 등의 정책을 다각적으로 수립, 추진하고 있지만, 실효성 측면에서 지속해서비판의 목소리가 제기되고 있다. 부동산 시장의 급격한 가격 상승은 주거 안정을 위한 지속적인 자본 축적보다는 부동산 가격 상승에 주거의 자립 의지를 포기하고 소비 비중을 늘리는 것이 합리적 선택이라는 인식이 청년들 사이에 팽배하고 있다. “가심비”라는 용어는 “마음에 들면 사는 것이 합리적이다”라는 의미로 전통적인 경제학의 편익-비용에 근거한 합리적 선택 논리에 배치되고 있다. 청년이 안정적인 사회생활 영위를 도모하기 위해서는 소득 축적 → 주거 자립의 구조가 작동해야 함에도 소득 및 인적 자본 축적을 위한 청년층의 수도권 집중화 현상, 지속해서 증가하는 주거비용에 반해 이에 대응하지 못하는 소득 수준은 청년층의 주거 안정성을 저해하는 요인으로 작용하고 있다.

상기 배경에 근거하여 본 연구에서는 2008년~ 2012년, 2016년~2020년을 결합한 이중생잔모형 구조를 반영한 이항 로지스틱 모형을 적용하여 청년 1인 가구, 신혼부부의 점유형태 변화에 대한 실증분석을 수행하고 관련 정책적 시사점을 도출하고자 하였다.

주요 연구결과와 관련 시사점을 요약하면 다음과 같다. 이중생잔모형을 적용하여 자가 소유 확률을 수도권과 비수도권으로 구분하여 도출한 결과, 연령효과는 대부분의 청년층이 자가 소유 여건이 수월하지 않음을 직접적으로 보여주었다. 또한, 주거 이동효과와 관련하여, 비주거 이동 청년 가구에 비하여 주거 이동한 경우 자가 소유 확률이 낮은 것으로 나타났다. 다만, 2016년~2020년 시기의 비수도권에서는 시도 내 주거 이동의 경우 자가 소유 확률이 높은 것으로 나타났는데, 이는 부동산 시장 상황에 기인함을 추측할 수 있다. 동화효과와 관련하여, 비주거 이동 집단에 비하여 시도 간 주거 이동의 경우에는 상대적으로 연령이 증가할수록 자가 소유 확률이 상승하는 것으로 나타나 지역 주택 시장 진입 후에는 점차 주거 안정성을 확보하는 것으로 해석할 수 있다. 다만, 19세~29세 연령층의 경우 동화효과가 상대적으로 작은 것으로 나타났다. 해당 결과는 정책 수혜 대상자로서 19세~29세 연령층에 보다 주목할 필요성이 있음을 의미한다.

예측확률 결과와 관련하여, 2008년~2012년에서는 주거를 이동한 경우 수도권의 자가 소유 확률은 감소하는 것으로 나타난 반면, 주거 이동을 하지 않은 가구는 자가 소유 확률이 시간 경과에 따라 증가하는 것으로 나타났다. 2016년~ 2020년 모형에서는 부동산 가격의 상승기와 맞물려 주거 이동 여부와 무관하게 전반적인 자가 소유 개선효과가 두드러지게 나타났으며, 특히 상대적으로 부동산 가격이 낮은 비수도권에서 높게 나타났다.

소득 분위에 따른 한계효과를 도출하고, 이를 바탕으로 주거 안정성 변화를 살펴본 결과, 수도권의 경우에는 소득 분위와 무관하게 유사한 패턴을 보여주는 것으로 나타난 반면, 비수도권의 경우에는 주택 시장 상황에 따라 다른 특성이 나타났다. 예를 들어 2016년~2020년의 경우에 시도 간 주거 이동에서 1분위 소득은 한계효과의 변화가 모든 연령 집단에서 높은 수준으로 나타났지만, 9분위 소득은 19세~29세 집단만 크게 개선된 점이나, 시도 내 주거 이동의 경우에는 1분위 소득은 상승하는 추세를 보이지만, 9분위 소득은 나이가 성숙할수록 한계효과가 감소하는 경향이 바로 그것이다. 이러한 분석결과는 청년층 주거 지원의 가구소득 분위별 차등적 방향이 구체적으로 구별되어 추진될 필요성을 시사한다.

본 연구는 실증분석을 통하여 청년층의 주거 안정성을 통시적 측면에서 살펴보았다는 점에서 의의가 있다. 이중생잔 모형을 적용하여, 그간 주거 관련 연구에서 드물게 활용된 동태적 특성을 살펴본다는 점에서 기존 연구와는 다른 차별성이 존재한다. 그럼에도 불구하고 본 연구는 다음과 같은 한계점이 존재하는데, 먼저, 코호트 구성에 있어서 식별의 문제가 있다. 즉, 연도별 자료의 결합을 바탕으로 모형 설정을 진행한 데 따른 표본의 식별 문제가 존재한다(Myers and Lee, 1996). 다만, 이는 활용 가능한 자료의 한계에 기인하고 있다고 할 수 있다. 또한, 모형을 더욱 입체적으로 구성하지 못한 한계점도 노정하고 있다. 가구구성 형태를 구분하여 연령, 주거 이동, 가구형태의 세 가지 측면(dimension)을 모두 고려하는 것이 이상적임에도 불구하고, 표본 수의 한계, 앞서 언급한 식별의 문제, 교차항 해석의 한계 등으로 이루어지지 못하였다. 그럼에도 불구하고, 본 연구의 결과는 향후 청년층을 대상으로 한 주거 정책 관련 기초자료로서의 의미가 다분하다. 이후에는 이주 지역을 구체화하여 다양한 후속연구가 진행, 지역 시장을 고려한 청년 주거 정책 연구가 지속적으로 추진되기를 기대한다.