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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 41 <論 文> 주택연구 제27권 3호 2019. 8.: 41~75 Housing Studies Review Vol. 27, No. 3: 41~75 http://dx.doi.org/10.24957/hsr.2019.27.3.41 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 * Panel Data Analysis of Housing Tenure Choice Decisions 1) 정 의 철 (Eui-Chul Chung) ** * 이 논문은 2018년도 건국대학교 KU학술연구비 지원에 의한 논문임. ** 건국대학교 부동산학과 교수, [email protected] < Abstract > This study examines determinants of housing tenure choice decisions of Korean households. Korean housing tenure is different from that in most of western countries in that there exist multiple rental tenure types such as Chonsei, mixed Chonsei, and pure rental type. Therefore, empirical estimation based on own-rent binary decision has to be modified to adequately account for a complex Korean housing tenure. Using KLIPS panel data from 2010 to 2017 and selecting households with the head’s age under 60, correlated random effects multinomial logit (CREMNL) model was estimated to relax the assumption of independence of irrelevant alternatives (IIA) which is inherent in the standard multinomial logit (MNL) model. Hauseman test on pooled MNL estimation results rejected the IIA hypothesis, and the coefficients of variances and covariance from the estimation of CREMNL model were all statistically significant, which implies that CREMNL estimation is a better estimation method than MNL estimation. Estimation results also show that, compared to all households, young adult households are more responsive to the changes in net wealth in their tenure choice decisions. If government policy is designed to improve homeownership rate of young adult households, a combination of relaxing loan-to-value ratio restriction and lowering mortgage interest rate can be a useful policy measure. 키워드 : 주택점유형태, 확률효과 다중로짓모형, 패널자료, 이질적 특성 Keyword : Housing Tenure, Correlated Random Effects Multinomial Logit Model, Panel Data, Heterogeneity

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

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Page 1: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 41lt論 文gt

주택연구 제27권 3호 2019 8 41~75 Housing Studies Review Vol 27 No 3 41~75

httpdxdoiorg 1024957 hsr201927341

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태

결정요인 분석 Panel Data Analysis of Housing Tenure Choice Decisions

1)

정 의 철 (Eui-Chul Chung)

이 논문은 2018년도 건국대학교 KU학술연구비 지원에 의한 논문임

건국대학교 부동산학과 교수 echungkonkukackr

lt Abstract gt

This study examines determinants of housing tenure choice decisions of Korean households Korean housing tenure is different from that in most of western countries in that there exist multiple rental tenure types such as Chonsei mixed Chonsei and pure rental type Therefore empirical estimation based on own-rent binary decision has to be modified to adequately account for a complex Korean housing tenure

Using KLIPS panel data from 2010 to 2017 and selecting households with the headrsquos age under 60 correlated random effects multinomial logit (CREMNL) model was estimated to relax the assumption of independence of irrelevant alternatives (IIA) which is inherent in the standard multinomial logit (MNL) model Hauseman test on pooled MNL estimation results rejected the IIA hypothesis and the coefficients of variances and covariance from the estimation of CREMNL model were all statistically significant which implies that CREMNL estimation is a better estimation method than MNL estimation

Estimation results also show that compared to all households young adult households are more responsive to the changes in net wealth in their tenure choice decisions If government policy is designed to improve homeownership rate of young adult households a combination of relaxing loan-to-value ratio restriction and lowering mortgage interest rate can be a useful policy measure

키워드 주택점유형태 확률효과 다중로짓모형 패널자료 이질적 특성

Keyword Housing Tenure Correlated Random Effects Multinomial Logit

Model Panel Data Heterogeneity

42 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

I 서론

주택점유형태는 가구의 주택소비에 관한 핵심적인 의사결정 결과 중 하나이다 가구는

인적 특성과 경제적 제약조건하에서 가장 높은 효용을 제공하는 주택 수량과 주택점유형태

를 결정한다 그동안 우리나라의 주택점유형태 결정에 대한 많은 연구들은 서구의 연구방

법론을 이용하여 주택점유형태를 자가-임차라는 이분법적 접근방법을 통하여 각 대안(주로

자가) 선택 확률에 영향을 미치는 요인들을 파악하고 주요 변수들의 영향력을 분석해 왔다

그러나 우리나라의 경우 임차유형은 대부분의 서구 국가와 같이 월세로 국한되지 않고

전세 보증부월세 월세 등 다양한 형태로 존재한다 국토교통부(2017)의 2017년 주거실태

조사 결과에 따르면 우리나라 가구의 자가점유비율은 577이며 전세거주 비율은 152

보증부 월세를 포함한 월세거주 비율은 225로 임차유형들도 비교적 높은 비율로 나타나

고 있으며 전세와 (보증부)월세는 상이한 임차유형으로 취급되고 있다 또한 전세와 (보증

부)월세 등의 임차유형은 큰 범위에서는 모두 주택점유형태를 임차로 정의할 수 있지만 제

반 사회ㆍ경제적 요인들이 각각의 임차유형에 미치는 효과는 다르게 나타날 것이다 따라

서 이러한 임차유형들을 서구의 주택점유형태 연구방법을 적용하여 하나의 통합된 유형으

로 통합하여 분석하기보다는 서로 다른 선택 대안으로 구분하여 주택점유형태 결정요인을

분석하는 것이 바람직할 것으로 판단된다

물론 다양한 임차유형을 고려하여 우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인을 분석한 연

구들도 오래전부터 진행되어 왔다(Gyourko and Han 1989 박미선 2013 정희주ㆍ오

동훈 2014 이무선 2016 정건섭 외 2018 강미 2018) 이러한 연구들은 모두 다중로

짓모형(multinomial logit model)을 실증분석 모형으로 선정하여 제반 사회ㆍ경제적 요

인들이 각 대안별 선택 확률에 미치는 영향을 분석하였다 그러나 다중로짓모형은 무관한

대안에 대한 독립성(Independence of Irrelevant Alternatives IIA)이라는 강한 가정에

기초하고 있다 IIA는 선택 대안 중 한 가지 대안을 추정에 고려하지 않더라도 다른 대안들

의 선택 확률은 변하지 않는다는 것이다 본 연구에서 분석하고자 하는 주택점유형태를 예

로 들면 자가점유 전세 (보증부)월세와 같이 세 가지 대안에 대한 선택 확률을 분석할 때

전세 점유형태를 분석에 고려할 때나 고려하지 않을 때 제반 설명변수들이 (보증부)월세

대비 자가점유 선택 확률에 미치는 영향이 같다는 것을 의미한다 따라서 다중로짓모형이

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 43

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석하기 위한 적절한 실증분석모형에 되기 위해서

는 IIA 가정에 대한 검정이 필요하며 만일 모형의 추정 결과가 IIA 가정을 위배한다면 새로

운 대안 모형을 고려해야 한다

한편 가구가 선택하는 주택점유형태는 가구의 생애주기와 이에 따른 경제적 여건의 변화

에 따라 변화한다 예를 들어 가구형성 자녀출산 소득증가 자산축적 등과 같은 일련의

사회ㆍ경제적 변화에 따라 주택점유형태는 임차에서 자가점유로 변화하는 것이 일반적이

다 이렇게 시간에 따라 변화하는 가구 내에서의 사회ㆍ경제적 요인들의 영향을 분석하기

위해서는 앞서 언급한 연구들에서 주로 이용하였던 횡단면 자료 또는 통합(pooling) 자료

보다는 패널자료가 더 적절할 것이다1) 패널자료를 이용한 분석은 가구들간의 특성의 차이

뿐 아니라 개별 가구 특성의 변화와 자료를 통해 관찰되지 않는 이질적 특성(unobserved

heterogeneity)을 고려할 수 있으므로 주택점유형태 결정요인을 보다 정교하고 체계적으

로 살펴볼 수 있는 장점이 있다(정의철 2017)

이러한 배경에서 본 연구는 다음과 같은 두 가지 측면에서 기존 연구들의 방법론을 개선

하여 우리나라에서의 주택점유형태 결정요인을 추정하고자 한다 첫째 패널자료를 이용함

으로써 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 반영한 가구의 주택점유형태 결정요인을 분석

한다 둘째 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 각 선택 대안별 상수항(절편)에 대한 확률

효과로 반영하고 각 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내재된 IIA 가

정을 완화하여 분석한다 즉 본 연구에서 시도하는 실증분석모형은 확률효과항간의 상관

관계를 고려한 다중로짓모형(correlated random effects multinomial logit model)(확

률효과 다중로짓모형이라고 부르기로 함)이라고 할 수 있다2)

이를 위해 본 연구에서는 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지

총 8개 년도의 가구자료를 이용하여 불균형패널 자료를 구축하였으며 가구가 선택하는 주

택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세로 나누어 다음과 같은 분석을

수행하였다3) 첫째 통합자료를 이용한 다중로짓모형 추정 결과에 기초하여 IIA 가정을 검

1) 다중로짓모형을 이용한 주택점유형태 결정요인 추정 연구들 중 강미(2018)의 연구는 패널자료를 이

용하여 가구별 관찰되지 않는 이질적 특성을 고려한 다중로짓모형을 추정하였다

2) IIA가정을 피할 수 있는 추정방법으로 다중프로빗모형(multinomial probit model)과 중첩로짓모형

(nested logit model)이 있으나 패널자료를 이용한 이 두 모형의 추정방법은 아직 개발되지 않았다

44 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

정하고 패널자료를 이용한 확률효과 다중로짓모형을 추정하여 확률효과항의 상관성을 검

정함으로써 두 모형의 적합성을 살펴보았다 둘째 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기

초하여 주요 변수들이 주택점유형태 선택 확률에 미치는 영향력을 파악하였다 셋째 최근

사회적으로 주목받는 청년가구 표본(가구주 연령 39세 이하)을 대상으로 모형을 추정하고

그 결과에 기초하여 정책적 시사점을 도출하였다

본 연구는 다음과 같이 구성된다 제2장에서는 다중로짓모형을 이용하여 우리나라 가구

의 주택점유형태 결정요인을 분석한 선행연구를 검토하고 제3장에서는 주택점유형태 결

정이론에 근거하여 실증분석모형을 구축한다 제4장에서는 실증분석에 이용되는 자료와

변수 측정에 대해서 설명하고 제5장에서는 추정 결과를 제시하고 해석한다 마지막 제6장

에서는 본 연구의 주요 결과를 정리하고 본 연구의 한계 및 향후 연구방향을 제시한다

II 선행연구 검토

우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인에 대한 많은 연구들은 주로 앞에서 언급한 바와

같이 주택점유형태를 자가점유와 임차라는 이분법적 구분 방식을 선택하여 분석하였으며

연구 결과 또한 매우 방대하므로 본 연구의 목적에 비추어 볼 때 관련 연구들은 검토하는

것은 큰 의미가 없을 것으로 생각된다 따라서 아래에서는 가구가 선택한 주택점유형태를

최소한 3개 이상으로 나누어 분석한 연구들에 한정하여 살펴보기로 하자

복수의 임차유형을 고려하여 우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인을 분석한 초기 연

구로는 Gyourko and Han(1989)이 있다 이 연구는 주택금융 시스템이 불완전하고 주택

구입에 대한 대출자금 공급이 부족하였던 1980년대의 우리나라 주택시장 여건에서 주택자

금 대출제약의 완화가 주택점유형태 결정에 미치는 영향 분석에 초점을 두었다 이들은 주

택점유형태를 자가 독립(exclusive)전세 부분(partial)전세 월세 등 네 가지로 구분하여

3) 한국노동패널에서는 주택점유형태(입주형태)를 자가 전세 월세 기타로 구분하여 조사하고 있는데

전세와 월세 기타 유형에 대해서는 임대보증금과 월세금을 응답하도록 하고 있기 때문에 이를 통해

월세를 보증부월세(보증금 있는)와 순수월세(보증금 없는)로 다시 구분할 수 있다 그러나 뒤에서 구

체적으로 설명하겠지만 순수월세로 거주하는 임차가구의 비중이 매우 낮아 본 연구에서는 보증부월

세와 순수월세를 월세로 통합하여 분석하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45

국토연구원의 1984년 가구설문조사 자료와 한국주택은행의 1985년 주택담보대출 주택에

대한 설문조사 자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정하였다4)

추정 결과 자기자금이 많은 가구일수록 자가점유와 독립전세를 선택할 확률이 높았으며

총 대출금이 많을수록 자가점유를 선택할 확률이 높았고 기타 임차유형을 선택할 확률은

낮았으나 그 차이는 크지 않은 것으로 추정되었다 그러나 총 대출금 중 한국주택은행으로

부터 대출받은 금액의 비율이 높을수록 자가점유를 선택할 확률은 비교적 높은 것으로 추

정되었다 그들은 그 이유를 한국주택은행 대출은 사채나 기타 금융기관의 대출보다 이자

비용이 상대적으로 저렴하여 자가점유의 주거비용을 낮출 수 있었기 때문으로 해석하였다

그리고 이러한 결과에 기초하여 우리나라에서 공식 주택금융체계가 정립되고 이를 통해 주

택대출이 확대되면 자가점유가구 비율을 상당히 높일 수 있을 것으로 보았다

2010년대에 들어서 다중로짓모형을 이용한 주택점유형태 선택에 대한 분석들이 활발히

이루어졌다 박미선(2013)은 통계청의 인구주택총조사 1 표본을 이용하여 1990년 2000

년 2010년에 대한 횡단면 자료를 구축하고 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하여

다중로짓모형을 추정하였다 설명변수로는 가구특성 통근 및 주거이동 특성 거주주택 특

성과 관련된 변수들을 이용하였다 추정 결과 교육 직업 결혼상태 가구형태 등의 가구특

성과 주택유형 경과연수 등 주택특성들이 주택점유형태를 결정하는 요인들로 나타났다

특히 주거의 안정성이 상대적으로 낮은 것으로 인식되는 월세를 선택한 가구들은 대졸보

다는 중ㆍ고졸 이하 사무직에 비해 서비스판매직이나 생산단순노무직 등에 종사하는 비율

이 높았으며 승용차에 비해 대중교통을 통근수단으로 이용하는 비율이 높았다 이 연구는

이러한 결과에 기초하여 지하철역 인근에 저렴한 주택을 공급하거나 대중교통 연계성을 높

인 지역에 저렴한 임대주택 공급이 필요하다는 정책적 시사점을 제시하였다 그러나 이 연

구는 분석에 이용한 인구주택총조사 자료의 특성상 소득이나 자산 주거비용 등 주택점유

형태에 영향을 주는 핵심 경제적 요인들의 효과를 분석하지 못하였다

정희주ㆍ오동훈(2014)은 한국복지패널 7차 년도(2012년) 자료를 이용하여 1ㆍ2인 청년

가구(가구주 연령 20세~39세)의 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 주택점유형태를 자

가 전세 월세로 나누고 거주지역 가구 및 가구주 특성 가구의 경제적 특성에 대한 변수

4) 이 연구에서 독립전세와 부분전세는 거주공간의 전용(exclusive) 여부에 따라 구분된 것으로 임차

대가의 지불방식(보증금 및 월세)에 따른 구분은 아닌 것으로 이해된다

46 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

들을 설명변수로 선정하여 다중로짓모형을 추정하였다 또한 40대 이상 1ㆍ2인 가구 표본

을 이용하여 동일한 모형을 추정하여 청년가구의 추정 결과와 비교하였다

추정 결과 1ㆍ2인 청년가구는 무상지원이나 대출 등으로 주거비를 마련하였을 때 월세

보다 자가를 선택할 확률이 높은 것으로 나타난 반면 40대 이상 1ㆍ2인 가구는 차용이나

대출보다 스스로 주거비를 마련하였을 때 전세나 월세보다 자가를 선택할 확률이 높은 것

으로 나타나 청년가구의 주거안정을 위해서는 정부의 지원이 필요하다는 시사점을 제시하

였다

이 연구의 특징은 소득(또는 소비지출) 대비 주거비 지출의 비율인 슈바베지수를 설명변

수로 고려한 것이다 슈바베지수가 클수록 자가 대비 전세를 선택할 확률은 낮았으며 자가

대비 월세를 선택할 확률은 높은 것으로 나타났다 이들은 이러한 결과에 기초하여 청년가

구의 주거지원 수단이 주택점유형태별로 달라져야 함을 주장하였다 이무선(2016)은 한국

복지패널 10차 년도(2015년) 자료를 이용하여 1인 청년가구를 대상으로 정희주ㆍ오동훈

(2014)과 동일한 모형을 추정하였으며 유사한 시사점을 제시하였다5)

강미(2018)는 한국노동패널의 10차 년도(2007년)에서 17차 년도(2014년) 자료를 활용

하여 패널모형을 이용하여 주거이동과 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 이 연구는 패

널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 분석에 반영하였다는 점에서 본

연구의 분석방법론과 유사하다 주거이동 결정요인은 확률효과를 고려한 패널로짓모형을

이용하여 분석하였으며 주택점유형태 결정요인은 확률효과를 고려한 다중로짓모형을 이

용하여 분석하였다

이 연구에서도 가구가 선택한 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하였으며 가구주

성별 연령 교육수준 가구구성 고등학생 이하 자녀수 가구내 상용직 종사자 수 등 의

가구특성과 소득 순자산 주거비용 총자산 대비 금융자산 비율 소득 대비 생활비 비율

거주주택 외 주택소유 여부 등 경제적 특성 거주주택 유형 주거만족도 등 주택특성 거주

지역 등을 설명변수로 이용하였다 또한 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비

자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 추정하였다 가구의 이질적 특성을 반영하는 확률

5) 이상의 연구들 이외에 다중로짓모형을 이용하여 주택점유형태를 분석한 연구로는 정건섭 외(2018)가

있는데 이 연구는 주택점유형태 결정요인을 분석한 것이 아니라 주택점유형태의 변화에 대한 결정요

인을 분석한 것으로 본 연구의 초점과 거리가 있어 연구내용에 대한 구체적인 검토는 생략하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 47

효과는 각 대안별 상수항을 통해 고려되었으나 확률효과의 분산이 선택 대안별로 동일하

다고 가정함으로써 확률효과항 사이의 상관성을 고려하지 않았다

추정 결과 통합(pooled) 다중로짓모형에 비해 확률효과를 고려한 다중로짓모형이 더 적

절한 모형으로 나타났으며 추정에 이용된 변수들의 추정계수는 대부분 통계적으로 유의하

였다 그러나 소득이 높을수록 전세 대비 월세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었으며

총자산 대비 금융자산 비율이 높을수록 전세 대비 월세 선택확률이 높은 것으로 추정되었

다 이는 아마도 주택점유형태 선택 이론에서 제시하고 있는 항상소득 대신 현재소득을 이

용하였고 총자산 대비 금융자산 비율이 외생적이기 보다는 주택점유형태 선택의 결과일

수 있는 내생성문제가 충분히 고려되지 않았기 때문이지 않을까 판단된다

또한 주거비용이 각 주택점유형태별로 비교되어 측정되지 않아 추정결과의 해석에 다소

어려움이 있다 그럼에도 불구하고 이 연구는 패널자료의 장점을 살려서 가구의 이질적 특

성을 확률효과로 고려하여 주택점유형태 선택 모형을 추정하였다는 점에서 다른 연구들에

비해 진일보한 분석이라고 할 수 있다

III 이론적 논의 및 실증분석모형

1 이론적 논의

가구 가 주택서비스( )와 기타 재화( )를 소비하여 효용을 얻는다고 하고 라는 주택

점유형태를 선택하였을 때의 효용함수를 다음과 같이 표현하자

(1)

가구는 예산제약조건에 직면하게 되는데 예산제약조건은 다음과 같이 표현할 수 있다

(2)

48 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (2)에서 는 가구소득 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 주거서비스 1단위당

가격이며 는 기타 재화에 대한 지출을 의미한다

주거서비스 1단위당 가격( )은 가구가 어떠한 점유형태를 선택하는가에 따라 다르다

가구가 선택할 수 있는 주택점유형태를 자가점유 전세 월세(보증부월세 포함)와 같은 세

가지라고 하자 가구가 자가점유를 선택하였을 때( ) 는 주택서비스 1단위당 사용자

비용(user cost)이며 전세를 선택하였을 때( ) 는 전세보증금을 월세로 환산한 전환

임대료이다 전월세전환율을 라 하고 주택서비스 1단위당 전세보증금을 라 하면

이다 한편 가구가 보증부월세 또는 순수월세를 선택하였다면( ) 은 주택서

비스 1단위당 보증부월세 보증금( )을 월세로 환산한 전환임대료와 매기간 지불하는 임

대료()의 합으로 구성된다 즉

이다 만일 가구가 순수월세를 선택하였다면

이다

가구는 선택하고자 하는 주택점유형태에 따라 자산제약조건에 직면한다 가구의 보유 순

자산()은 주택구입(자가점유)시 자기자금을 충족해야 하며 전세를 선택하는 경우 전세보

증금을 보증부월세를 선택하는 경우 보증부월세의 보증금을 충족해야 한다

≧ (3)

식 (3)에서 는 자가점유의 경우 주택가격 대비 대출금 비율이며 전세와 보증부월세의

경우 으로 가정한다

가구는 식 (2)와 식 (3)을 제약조건으로 각 주택점유형태별로 식 (1)을 극대화하는 주택

서비스 수요량과 기타 재화에 대한 지출액을 결정하게 될 것이다 각 주택점유형태별 극대

화된 효용은 가구의 순자산 소득 각 주택점유형태별 주거비용 그리고 효용함수에 반영되

는 가구의 선호요인들()의 함수가 된다 이를 간접효용함수()로 표현하면

(4)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 49

가구는 각 주택점유형태별로 극대화된 효용의 크기를 비교하여 가장 높은 효용을 제공하

는 주택점유형태를 선택한다 가구 가 주택점유형태 를 선택하는 조건은 다음과 같다

forall ne (5)

2 실증분석모형

실증분석모형을 설정하기 위해 가구 가 시점에 주택점유형태 를 선택하였을 때의 간

접효용함수( )를 다음과 같이 표현하자

(6)

식 (6)에서 는 주택점유형태별 상수항 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 지불하

는 단위당 주거비용 를 포함한 가구의 사회ㆍ경제적 특성 벡터이며 는 에 대한

추정계수 벡터 는 오차항으로 독립적인 제1종 극단값(type I extreme value) 분포를

가정한다 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성을 분석에 고려하지 않는다면 가구 가 주택

점유형태 를 선택할 확률은

(7)

식 (7)에서 은 자가점유( ) 는 전세( ) 은 월세( )을 의미한

다 식 (7)은 기준이 되는 주택점유형태를 가정하여 일반적으로 다중로짓모형을 이용하여

추정한다

그러나 개별 가구가 선택한 주택점유형태와 사회ㆍ경제적 특성들이 시간에 따라 반복적

으로 관찰되는 패널자료에서는 자료를 통해 관찰되지 않는 개별 가구의 이질적 특성들이

존재한다 이러한 이질적 특성들의 영향이 상수항을 통해 반영된다고 하면( )

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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Page 2: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

42 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

I 서론

주택점유형태는 가구의 주택소비에 관한 핵심적인 의사결정 결과 중 하나이다 가구는

인적 특성과 경제적 제약조건하에서 가장 높은 효용을 제공하는 주택 수량과 주택점유형태

를 결정한다 그동안 우리나라의 주택점유형태 결정에 대한 많은 연구들은 서구의 연구방

법론을 이용하여 주택점유형태를 자가-임차라는 이분법적 접근방법을 통하여 각 대안(주로

자가) 선택 확률에 영향을 미치는 요인들을 파악하고 주요 변수들의 영향력을 분석해 왔다

그러나 우리나라의 경우 임차유형은 대부분의 서구 국가와 같이 월세로 국한되지 않고

전세 보증부월세 월세 등 다양한 형태로 존재한다 국토교통부(2017)의 2017년 주거실태

조사 결과에 따르면 우리나라 가구의 자가점유비율은 577이며 전세거주 비율은 152

보증부 월세를 포함한 월세거주 비율은 225로 임차유형들도 비교적 높은 비율로 나타나

고 있으며 전세와 (보증부)월세는 상이한 임차유형으로 취급되고 있다 또한 전세와 (보증

부)월세 등의 임차유형은 큰 범위에서는 모두 주택점유형태를 임차로 정의할 수 있지만 제

반 사회ㆍ경제적 요인들이 각각의 임차유형에 미치는 효과는 다르게 나타날 것이다 따라

서 이러한 임차유형들을 서구의 주택점유형태 연구방법을 적용하여 하나의 통합된 유형으

로 통합하여 분석하기보다는 서로 다른 선택 대안으로 구분하여 주택점유형태 결정요인을

분석하는 것이 바람직할 것으로 판단된다

물론 다양한 임차유형을 고려하여 우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인을 분석한 연

구들도 오래전부터 진행되어 왔다(Gyourko and Han 1989 박미선 2013 정희주ㆍ오

동훈 2014 이무선 2016 정건섭 외 2018 강미 2018) 이러한 연구들은 모두 다중로

짓모형(multinomial logit model)을 실증분석 모형으로 선정하여 제반 사회ㆍ경제적 요

인들이 각 대안별 선택 확률에 미치는 영향을 분석하였다 그러나 다중로짓모형은 무관한

대안에 대한 독립성(Independence of Irrelevant Alternatives IIA)이라는 강한 가정에

기초하고 있다 IIA는 선택 대안 중 한 가지 대안을 추정에 고려하지 않더라도 다른 대안들

의 선택 확률은 변하지 않는다는 것이다 본 연구에서 분석하고자 하는 주택점유형태를 예

로 들면 자가점유 전세 (보증부)월세와 같이 세 가지 대안에 대한 선택 확률을 분석할 때

전세 점유형태를 분석에 고려할 때나 고려하지 않을 때 제반 설명변수들이 (보증부)월세

대비 자가점유 선택 확률에 미치는 영향이 같다는 것을 의미한다 따라서 다중로짓모형이

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 43

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석하기 위한 적절한 실증분석모형에 되기 위해서

는 IIA 가정에 대한 검정이 필요하며 만일 모형의 추정 결과가 IIA 가정을 위배한다면 새로

운 대안 모형을 고려해야 한다

한편 가구가 선택하는 주택점유형태는 가구의 생애주기와 이에 따른 경제적 여건의 변화

에 따라 변화한다 예를 들어 가구형성 자녀출산 소득증가 자산축적 등과 같은 일련의

사회ㆍ경제적 변화에 따라 주택점유형태는 임차에서 자가점유로 변화하는 것이 일반적이

다 이렇게 시간에 따라 변화하는 가구 내에서의 사회ㆍ경제적 요인들의 영향을 분석하기

위해서는 앞서 언급한 연구들에서 주로 이용하였던 횡단면 자료 또는 통합(pooling) 자료

보다는 패널자료가 더 적절할 것이다1) 패널자료를 이용한 분석은 가구들간의 특성의 차이

뿐 아니라 개별 가구 특성의 변화와 자료를 통해 관찰되지 않는 이질적 특성(unobserved

heterogeneity)을 고려할 수 있으므로 주택점유형태 결정요인을 보다 정교하고 체계적으

로 살펴볼 수 있는 장점이 있다(정의철 2017)

이러한 배경에서 본 연구는 다음과 같은 두 가지 측면에서 기존 연구들의 방법론을 개선

하여 우리나라에서의 주택점유형태 결정요인을 추정하고자 한다 첫째 패널자료를 이용함

으로써 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 반영한 가구의 주택점유형태 결정요인을 분석

한다 둘째 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 각 선택 대안별 상수항(절편)에 대한 확률

효과로 반영하고 각 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내재된 IIA 가

정을 완화하여 분석한다 즉 본 연구에서 시도하는 실증분석모형은 확률효과항간의 상관

관계를 고려한 다중로짓모형(correlated random effects multinomial logit model)(확

률효과 다중로짓모형이라고 부르기로 함)이라고 할 수 있다2)

이를 위해 본 연구에서는 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지

총 8개 년도의 가구자료를 이용하여 불균형패널 자료를 구축하였으며 가구가 선택하는 주

택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세로 나누어 다음과 같은 분석을

수행하였다3) 첫째 통합자료를 이용한 다중로짓모형 추정 결과에 기초하여 IIA 가정을 검

1) 다중로짓모형을 이용한 주택점유형태 결정요인 추정 연구들 중 강미(2018)의 연구는 패널자료를 이

용하여 가구별 관찰되지 않는 이질적 특성을 고려한 다중로짓모형을 추정하였다

2) IIA가정을 피할 수 있는 추정방법으로 다중프로빗모형(multinomial probit model)과 중첩로짓모형

(nested logit model)이 있으나 패널자료를 이용한 이 두 모형의 추정방법은 아직 개발되지 않았다

44 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

정하고 패널자료를 이용한 확률효과 다중로짓모형을 추정하여 확률효과항의 상관성을 검

정함으로써 두 모형의 적합성을 살펴보았다 둘째 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기

초하여 주요 변수들이 주택점유형태 선택 확률에 미치는 영향력을 파악하였다 셋째 최근

사회적으로 주목받는 청년가구 표본(가구주 연령 39세 이하)을 대상으로 모형을 추정하고

그 결과에 기초하여 정책적 시사점을 도출하였다

본 연구는 다음과 같이 구성된다 제2장에서는 다중로짓모형을 이용하여 우리나라 가구

의 주택점유형태 결정요인을 분석한 선행연구를 검토하고 제3장에서는 주택점유형태 결

정이론에 근거하여 실증분석모형을 구축한다 제4장에서는 실증분석에 이용되는 자료와

변수 측정에 대해서 설명하고 제5장에서는 추정 결과를 제시하고 해석한다 마지막 제6장

에서는 본 연구의 주요 결과를 정리하고 본 연구의 한계 및 향후 연구방향을 제시한다

II 선행연구 검토

우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인에 대한 많은 연구들은 주로 앞에서 언급한 바와

같이 주택점유형태를 자가점유와 임차라는 이분법적 구분 방식을 선택하여 분석하였으며

연구 결과 또한 매우 방대하므로 본 연구의 목적에 비추어 볼 때 관련 연구들은 검토하는

것은 큰 의미가 없을 것으로 생각된다 따라서 아래에서는 가구가 선택한 주택점유형태를

최소한 3개 이상으로 나누어 분석한 연구들에 한정하여 살펴보기로 하자

복수의 임차유형을 고려하여 우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인을 분석한 초기 연

구로는 Gyourko and Han(1989)이 있다 이 연구는 주택금융 시스템이 불완전하고 주택

구입에 대한 대출자금 공급이 부족하였던 1980년대의 우리나라 주택시장 여건에서 주택자

금 대출제약의 완화가 주택점유형태 결정에 미치는 영향 분석에 초점을 두었다 이들은 주

택점유형태를 자가 독립(exclusive)전세 부분(partial)전세 월세 등 네 가지로 구분하여

3) 한국노동패널에서는 주택점유형태(입주형태)를 자가 전세 월세 기타로 구분하여 조사하고 있는데

전세와 월세 기타 유형에 대해서는 임대보증금과 월세금을 응답하도록 하고 있기 때문에 이를 통해

월세를 보증부월세(보증금 있는)와 순수월세(보증금 없는)로 다시 구분할 수 있다 그러나 뒤에서 구

체적으로 설명하겠지만 순수월세로 거주하는 임차가구의 비중이 매우 낮아 본 연구에서는 보증부월

세와 순수월세를 월세로 통합하여 분석하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45

국토연구원의 1984년 가구설문조사 자료와 한국주택은행의 1985년 주택담보대출 주택에

대한 설문조사 자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정하였다4)

추정 결과 자기자금이 많은 가구일수록 자가점유와 독립전세를 선택할 확률이 높았으며

총 대출금이 많을수록 자가점유를 선택할 확률이 높았고 기타 임차유형을 선택할 확률은

낮았으나 그 차이는 크지 않은 것으로 추정되었다 그러나 총 대출금 중 한국주택은행으로

부터 대출받은 금액의 비율이 높을수록 자가점유를 선택할 확률은 비교적 높은 것으로 추

정되었다 그들은 그 이유를 한국주택은행 대출은 사채나 기타 금융기관의 대출보다 이자

비용이 상대적으로 저렴하여 자가점유의 주거비용을 낮출 수 있었기 때문으로 해석하였다

그리고 이러한 결과에 기초하여 우리나라에서 공식 주택금융체계가 정립되고 이를 통해 주

택대출이 확대되면 자가점유가구 비율을 상당히 높일 수 있을 것으로 보았다

2010년대에 들어서 다중로짓모형을 이용한 주택점유형태 선택에 대한 분석들이 활발히

이루어졌다 박미선(2013)은 통계청의 인구주택총조사 1 표본을 이용하여 1990년 2000

년 2010년에 대한 횡단면 자료를 구축하고 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하여

다중로짓모형을 추정하였다 설명변수로는 가구특성 통근 및 주거이동 특성 거주주택 특

성과 관련된 변수들을 이용하였다 추정 결과 교육 직업 결혼상태 가구형태 등의 가구특

성과 주택유형 경과연수 등 주택특성들이 주택점유형태를 결정하는 요인들로 나타났다

특히 주거의 안정성이 상대적으로 낮은 것으로 인식되는 월세를 선택한 가구들은 대졸보

다는 중ㆍ고졸 이하 사무직에 비해 서비스판매직이나 생산단순노무직 등에 종사하는 비율

이 높았으며 승용차에 비해 대중교통을 통근수단으로 이용하는 비율이 높았다 이 연구는

이러한 결과에 기초하여 지하철역 인근에 저렴한 주택을 공급하거나 대중교통 연계성을 높

인 지역에 저렴한 임대주택 공급이 필요하다는 정책적 시사점을 제시하였다 그러나 이 연

구는 분석에 이용한 인구주택총조사 자료의 특성상 소득이나 자산 주거비용 등 주택점유

형태에 영향을 주는 핵심 경제적 요인들의 효과를 분석하지 못하였다

정희주ㆍ오동훈(2014)은 한국복지패널 7차 년도(2012년) 자료를 이용하여 1ㆍ2인 청년

가구(가구주 연령 20세~39세)의 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 주택점유형태를 자

가 전세 월세로 나누고 거주지역 가구 및 가구주 특성 가구의 경제적 특성에 대한 변수

4) 이 연구에서 독립전세와 부분전세는 거주공간의 전용(exclusive) 여부에 따라 구분된 것으로 임차

대가의 지불방식(보증금 및 월세)에 따른 구분은 아닌 것으로 이해된다

46 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

들을 설명변수로 선정하여 다중로짓모형을 추정하였다 또한 40대 이상 1ㆍ2인 가구 표본

을 이용하여 동일한 모형을 추정하여 청년가구의 추정 결과와 비교하였다

추정 결과 1ㆍ2인 청년가구는 무상지원이나 대출 등으로 주거비를 마련하였을 때 월세

보다 자가를 선택할 확률이 높은 것으로 나타난 반면 40대 이상 1ㆍ2인 가구는 차용이나

대출보다 스스로 주거비를 마련하였을 때 전세나 월세보다 자가를 선택할 확률이 높은 것

으로 나타나 청년가구의 주거안정을 위해서는 정부의 지원이 필요하다는 시사점을 제시하

였다

이 연구의 특징은 소득(또는 소비지출) 대비 주거비 지출의 비율인 슈바베지수를 설명변

수로 고려한 것이다 슈바베지수가 클수록 자가 대비 전세를 선택할 확률은 낮았으며 자가

대비 월세를 선택할 확률은 높은 것으로 나타났다 이들은 이러한 결과에 기초하여 청년가

구의 주거지원 수단이 주택점유형태별로 달라져야 함을 주장하였다 이무선(2016)은 한국

복지패널 10차 년도(2015년) 자료를 이용하여 1인 청년가구를 대상으로 정희주ㆍ오동훈

(2014)과 동일한 모형을 추정하였으며 유사한 시사점을 제시하였다5)

강미(2018)는 한국노동패널의 10차 년도(2007년)에서 17차 년도(2014년) 자료를 활용

하여 패널모형을 이용하여 주거이동과 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 이 연구는 패

널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 분석에 반영하였다는 점에서 본

연구의 분석방법론과 유사하다 주거이동 결정요인은 확률효과를 고려한 패널로짓모형을

이용하여 분석하였으며 주택점유형태 결정요인은 확률효과를 고려한 다중로짓모형을 이

용하여 분석하였다

이 연구에서도 가구가 선택한 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하였으며 가구주

성별 연령 교육수준 가구구성 고등학생 이하 자녀수 가구내 상용직 종사자 수 등 의

가구특성과 소득 순자산 주거비용 총자산 대비 금융자산 비율 소득 대비 생활비 비율

거주주택 외 주택소유 여부 등 경제적 특성 거주주택 유형 주거만족도 등 주택특성 거주

지역 등을 설명변수로 이용하였다 또한 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비

자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 추정하였다 가구의 이질적 특성을 반영하는 확률

5) 이상의 연구들 이외에 다중로짓모형을 이용하여 주택점유형태를 분석한 연구로는 정건섭 외(2018)가

있는데 이 연구는 주택점유형태 결정요인을 분석한 것이 아니라 주택점유형태의 변화에 대한 결정요

인을 분석한 것으로 본 연구의 초점과 거리가 있어 연구내용에 대한 구체적인 검토는 생략하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 47

효과는 각 대안별 상수항을 통해 고려되었으나 확률효과의 분산이 선택 대안별로 동일하

다고 가정함으로써 확률효과항 사이의 상관성을 고려하지 않았다

추정 결과 통합(pooled) 다중로짓모형에 비해 확률효과를 고려한 다중로짓모형이 더 적

절한 모형으로 나타났으며 추정에 이용된 변수들의 추정계수는 대부분 통계적으로 유의하

였다 그러나 소득이 높을수록 전세 대비 월세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었으며

총자산 대비 금융자산 비율이 높을수록 전세 대비 월세 선택확률이 높은 것으로 추정되었

다 이는 아마도 주택점유형태 선택 이론에서 제시하고 있는 항상소득 대신 현재소득을 이

용하였고 총자산 대비 금융자산 비율이 외생적이기 보다는 주택점유형태 선택의 결과일

수 있는 내생성문제가 충분히 고려되지 않았기 때문이지 않을까 판단된다

또한 주거비용이 각 주택점유형태별로 비교되어 측정되지 않아 추정결과의 해석에 다소

어려움이 있다 그럼에도 불구하고 이 연구는 패널자료의 장점을 살려서 가구의 이질적 특

성을 확률효과로 고려하여 주택점유형태 선택 모형을 추정하였다는 점에서 다른 연구들에

비해 진일보한 분석이라고 할 수 있다

III 이론적 논의 및 실증분석모형

1 이론적 논의

가구 가 주택서비스( )와 기타 재화( )를 소비하여 효용을 얻는다고 하고 라는 주택

점유형태를 선택하였을 때의 효용함수를 다음과 같이 표현하자

(1)

가구는 예산제약조건에 직면하게 되는데 예산제약조건은 다음과 같이 표현할 수 있다

(2)

48 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (2)에서 는 가구소득 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 주거서비스 1단위당

가격이며 는 기타 재화에 대한 지출을 의미한다

주거서비스 1단위당 가격( )은 가구가 어떠한 점유형태를 선택하는가에 따라 다르다

가구가 선택할 수 있는 주택점유형태를 자가점유 전세 월세(보증부월세 포함)와 같은 세

가지라고 하자 가구가 자가점유를 선택하였을 때( ) 는 주택서비스 1단위당 사용자

비용(user cost)이며 전세를 선택하였을 때( ) 는 전세보증금을 월세로 환산한 전환

임대료이다 전월세전환율을 라 하고 주택서비스 1단위당 전세보증금을 라 하면

이다 한편 가구가 보증부월세 또는 순수월세를 선택하였다면( ) 은 주택서

비스 1단위당 보증부월세 보증금( )을 월세로 환산한 전환임대료와 매기간 지불하는 임

대료()의 합으로 구성된다 즉

이다 만일 가구가 순수월세를 선택하였다면

이다

가구는 선택하고자 하는 주택점유형태에 따라 자산제약조건에 직면한다 가구의 보유 순

자산()은 주택구입(자가점유)시 자기자금을 충족해야 하며 전세를 선택하는 경우 전세보

증금을 보증부월세를 선택하는 경우 보증부월세의 보증금을 충족해야 한다

≧ (3)

식 (3)에서 는 자가점유의 경우 주택가격 대비 대출금 비율이며 전세와 보증부월세의

경우 으로 가정한다

가구는 식 (2)와 식 (3)을 제약조건으로 각 주택점유형태별로 식 (1)을 극대화하는 주택

서비스 수요량과 기타 재화에 대한 지출액을 결정하게 될 것이다 각 주택점유형태별 극대

화된 효용은 가구의 순자산 소득 각 주택점유형태별 주거비용 그리고 효용함수에 반영되

는 가구의 선호요인들()의 함수가 된다 이를 간접효용함수()로 표현하면

(4)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 49

가구는 각 주택점유형태별로 극대화된 효용의 크기를 비교하여 가장 높은 효용을 제공하

는 주택점유형태를 선택한다 가구 가 주택점유형태 를 선택하는 조건은 다음과 같다

forall ne (5)

2 실증분석모형

실증분석모형을 설정하기 위해 가구 가 시점에 주택점유형태 를 선택하였을 때의 간

접효용함수( )를 다음과 같이 표현하자

(6)

식 (6)에서 는 주택점유형태별 상수항 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 지불하

는 단위당 주거비용 를 포함한 가구의 사회ㆍ경제적 특성 벡터이며 는 에 대한

추정계수 벡터 는 오차항으로 독립적인 제1종 극단값(type I extreme value) 분포를

가정한다 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성을 분석에 고려하지 않는다면 가구 가 주택

점유형태 를 선택할 확률은

(7)

식 (7)에서 은 자가점유( ) 는 전세( ) 은 월세( )을 의미한

다 식 (7)은 기준이 되는 주택점유형태를 가정하여 일반적으로 다중로짓모형을 이용하여

추정한다

그러나 개별 가구가 선택한 주택점유형태와 사회ㆍ경제적 특성들이 시간에 따라 반복적

으로 관찰되는 패널자료에서는 자료를 통해 관찰되지 않는 개별 가구의 이질적 특성들이

존재한다 이러한 이질적 특성들의 영향이 상수항을 통해 반영된다고 하면( )

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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제2호 한국주택학회 2016 pp129-154

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21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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Page 3: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 43

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석하기 위한 적절한 실증분석모형에 되기 위해서

는 IIA 가정에 대한 검정이 필요하며 만일 모형의 추정 결과가 IIA 가정을 위배한다면 새로

운 대안 모형을 고려해야 한다

한편 가구가 선택하는 주택점유형태는 가구의 생애주기와 이에 따른 경제적 여건의 변화

에 따라 변화한다 예를 들어 가구형성 자녀출산 소득증가 자산축적 등과 같은 일련의

사회ㆍ경제적 변화에 따라 주택점유형태는 임차에서 자가점유로 변화하는 것이 일반적이

다 이렇게 시간에 따라 변화하는 가구 내에서의 사회ㆍ경제적 요인들의 영향을 분석하기

위해서는 앞서 언급한 연구들에서 주로 이용하였던 횡단면 자료 또는 통합(pooling) 자료

보다는 패널자료가 더 적절할 것이다1) 패널자료를 이용한 분석은 가구들간의 특성의 차이

뿐 아니라 개별 가구 특성의 변화와 자료를 통해 관찰되지 않는 이질적 특성(unobserved

heterogeneity)을 고려할 수 있으므로 주택점유형태 결정요인을 보다 정교하고 체계적으

로 살펴볼 수 있는 장점이 있다(정의철 2017)

이러한 배경에서 본 연구는 다음과 같은 두 가지 측면에서 기존 연구들의 방법론을 개선

하여 우리나라에서의 주택점유형태 결정요인을 추정하고자 한다 첫째 패널자료를 이용함

으로써 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 반영한 가구의 주택점유형태 결정요인을 분석

한다 둘째 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 각 선택 대안별 상수항(절편)에 대한 확률

효과로 반영하고 각 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내재된 IIA 가

정을 완화하여 분석한다 즉 본 연구에서 시도하는 실증분석모형은 확률효과항간의 상관

관계를 고려한 다중로짓모형(correlated random effects multinomial logit model)(확

률효과 다중로짓모형이라고 부르기로 함)이라고 할 수 있다2)

이를 위해 본 연구에서는 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지

총 8개 년도의 가구자료를 이용하여 불균형패널 자료를 구축하였으며 가구가 선택하는 주

택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세로 나누어 다음과 같은 분석을

수행하였다3) 첫째 통합자료를 이용한 다중로짓모형 추정 결과에 기초하여 IIA 가정을 검

1) 다중로짓모형을 이용한 주택점유형태 결정요인 추정 연구들 중 강미(2018)의 연구는 패널자료를 이

용하여 가구별 관찰되지 않는 이질적 특성을 고려한 다중로짓모형을 추정하였다

2) IIA가정을 피할 수 있는 추정방법으로 다중프로빗모형(multinomial probit model)과 중첩로짓모형

(nested logit model)이 있으나 패널자료를 이용한 이 두 모형의 추정방법은 아직 개발되지 않았다

44 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

정하고 패널자료를 이용한 확률효과 다중로짓모형을 추정하여 확률효과항의 상관성을 검

정함으로써 두 모형의 적합성을 살펴보았다 둘째 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기

초하여 주요 변수들이 주택점유형태 선택 확률에 미치는 영향력을 파악하였다 셋째 최근

사회적으로 주목받는 청년가구 표본(가구주 연령 39세 이하)을 대상으로 모형을 추정하고

그 결과에 기초하여 정책적 시사점을 도출하였다

본 연구는 다음과 같이 구성된다 제2장에서는 다중로짓모형을 이용하여 우리나라 가구

의 주택점유형태 결정요인을 분석한 선행연구를 검토하고 제3장에서는 주택점유형태 결

정이론에 근거하여 실증분석모형을 구축한다 제4장에서는 실증분석에 이용되는 자료와

변수 측정에 대해서 설명하고 제5장에서는 추정 결과를 제시하고 해석한다 마지막 제6장

에서는 본 연구의 주요 결과를 정리하고 본 연구의 한계 및 향후 연구방향을 제시한다

II 선행연구 검토

우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인에 대한 많은 연구들은 주로 앞에서 언급한 바와

같이 주택점유형태를 자가점유와 임차라는 이분법적 구분 방식을 선택하여 분석하였으며

연구 결과 또한 매우 방대하므로 본 연구의 목적에 비추어 볼 때 관련 연구들은 검토하는

것은 큰 의미가 없을 것으로 생각된다 따라서 아래에서는 가구가 선택한 주택점유형태를

최소한 3개 이상으로 나누어 분석한 연구들에 한정하여 살펴보기로 하자

복수의 임차유형을 고려하여 우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인을 분석한 초기 연

구로는 Gyourko and Han(1989)이 있다 이 연구는 주택금융 시스템이 불완전하고 주택

구입에 대한 대출자금 공급이 부족하였던 1980년대의 우리나라 주택시장 여건에서 주택자

금 대출제약의 완화가 주택점유형태 결정에 미치는 영향 분석에 초점을 두었다 이들은 주

택점유형태를 자가 독립(exclusive)전세 부분(partial)전세 월세 등 네 가지로 구분하여

3) 한국노동패널에서는 주택점유형태(입주형태)를 자가 전세 월세 기타로 구분하여 조사하고 있는데

전세와 월세 기타 유형에 대해서는 임대보증금과 월세금을 응답하도록 하고 있기 때문에 이를 통해

월세를 보증부월세(보증금 있는)와 순수월세(보증금 없는)로 다시 구분할 수 있다 그러나 뒤에서 구

체적으로 설명하겠지만 순수월세로 거주하는 임차가구의 비중이 매우 낮아 본 연구에서는 보증부월

세와 순수월세를 월세로 통합하여 분석하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45

국토연구원의 1984년 가구설문조사 자료와 한국주택은행의 1985년 주택담보대출 주택에

대한 설문조사 자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정하였다4)

추정 결과 자기자금이 많은 가구일수록 자가점유와 독립전세를 선택할 확률이 높았으며

총 대출금이 많을수록 자가점유를 선택할 확률이 높았고 기타 임차유형을 선택할 확률은

낮았으나 그 차이는 크지 않은 것으로 추정되었다 그러나 총 대출금 중 한국주택은행으로

부터 대출받은 금액의 비율이 높을수록 자가점유를 선택할 확률은 비교적 높은 것으로 추

정되었다 그들은 그 이유를 한국주택은행 대출은 사채나 기타 금융기관의 대출보다 이자

비용이 상대적으로 저렴하여 자가점유의 주거비용을 낮출 수 있었기 때문으로 해석하였다

그리고 이러한 결과에 기초하여 우리나라에서 공식 주택금융체계가 정립되고 이를 통해 주

택대출이 확대되면 자가점유가구 비율을 상당히 높일 수 있을 것으로 보았다

2010년대에 들어서 다중로짓모형을 이용한 주택점유형태 선택에 대한 분석들이 활발히

이루어졌다 박미선(2013)은 통계청의 인구주택총조사 1 표본을 이용하여 1990년 2000

년 2010년에 대한 횡단면 자료를 구축하고 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하여

다중로짓모형을 추정하였다 설명변수로는 가구특성 통근 및 주거이동 특성 거주주택 특

성과 관련된 변수들을 이용하였다 추정 결과 교육 직업 결혼상태 가구형태 등의 가구특

성과 주택유형 경과연수 등 주택특성들이 주택점유형태를 결정하는 요인들로 나타났다

특히 주거의 안정성이 상대적으로 낮은 것으로 인식되는 월세를 선택한 가구들은 대졸보

다는 중ㆍ고졸 이하 사무직에 비해 서비스판매직이나 생산단순노무직 등에 종사하는 비율

이 높았으며 승용차에 비해 대중교통을 통근수단으로 이용하는 비율이 높았다 이 연구는

이러한 결과에 기초하여 지하철역 인근에 저렴한 주택을 공급하거나 대중교통 연계성을 높

인 지역에 저렴한 임대주택 공급이 필요하다는 정책적 시사점을 제시하였다 그러나 이 연

구는 분석에 이용한 인구주택총조사 자료의 특성상 소득이나 자산 주거비용 등 주택점유

형태에 영향을 주는 핵심 경제적 요인들의 효과를 분석하지 못하였다

정희주ㆍ오동훈(2014)은 한국복지패널 7차 년도(2012년) 자료를 이용하여 1ㆍ2인 청년

가구(가구주 연령 20세~39세)의 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 주택점유형태를 자

가 전세 월세로 나누고 거주지역 가구 및 가구주 특성 가구의 경제적 특성에 대한 변수

4) 이 연구에서 독립전세와 부분전세는 거주공간의 전용(exclusive) 여부에 따라 구분된 것으로 임차

대가의 지불방식(보증금 및 월세)에 따른 구분은 아닌 것으로 이해된다

46 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

들을 설명변수로 선정하여 다중로짓모형을 추정하였다 또한 40대 이상 1ㆍ2인 가구 표본

을 이용하여 동일한 모형을 추정하여 청년가구의 추정 결과와 비교하였다

추정 결과 1ㆍ2인 청년가구는 무상지원이나 대출 등으로 주거비를 마련하였을 때 월세

보다 자가를 선택할 확률이 높은 것으로 나타난 반면 40대 이상 1ㆍ2인 가구는 차용이나

대출보다 스스로 주거비를 마련하였을 때 전세나 월세보다 자가를 선택할 확률이 높은 것

으로 나타나 청년가구의 주거안정을 위해서는 정부의 지원이 필요하다는 시사점을 제시하

였다

이 연구의 특징은 소득(또는 소비지출) 대비 주거비 지출의 비율인 슈바베지수를 설명변

수로 고려한 것이다 슈바베지수가 클수록 자가 대비 전세를 선택할 확률은 낮았으며 자가

대비 월세를 선택할 확률은 높은 것으로 나타났다 이들은 이러한 결과에 기초하여 청년가

구의 주거지원 수단이 주택점유형태별로 달라져야 함을 주장하였다 이무선(2016)은 한국

복지패널 10차 년도(2015년) 자료를 이용하여 1인 청년가구를 대상으로 정희주ㆍ오동훈

(2014)과 동일한 모형을 추정하였으며 유사한 시사점을 제시하였다5)

강미(2018)는 한국노동패널의 10차 년도(2007년)에서 17차 년도(2014년) 자료를 활용

하여 패널모형을 이용하여 주거이동과 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 이 연구는 패

널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 분석에 반영하였다는 점에서 본

연구의 분석방법론과 유사하다 주거이동 결정요인은 확률효과를 고려한 패널로짓모형을

이용하여 분석하였으며 주택점유형태 결정요인은 확률효과를 고려한 다중로짓모형을 이

용하여 분석하였다

이 연구에서도 가구가 선택한 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하였으며 가구주

성별 연령 교육수준 가구구성 고등학생 이하 자녀수 가구내 상용직 종사자 수 등 의

가구특성과 소득 순자산 주거비용 총자산 대비 금융자산 비율 소득 대비 생활비 비율

거주주택 외 주택소유 여부 등 경제적 특성 거주주택 유형 주거만족도 등 주택특성 거주

지역 등을 설명변수로 이용하였다 또한 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비

자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 추정하였다 가구의 이질적 특성을 반영하는 확률

5) 이상의 연구들 이외에 다중로짓모형을 이용하여 주택점유형태를 분석한 연구로는 정건섭 외(2018)가

있는데 이 연구는 주택점유형태 결정요인을 분석한 것이 아니라 주택점유형태의 변화에 대한 결정요

인을 분석한 것으로 본 연구의 초점과 거리가 있어 연구내용에 대한 구체적인 검토는 생략하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 47

효과는 각 대안별 상수항을 통해 고려되었으나 확률효과의 분산이 선택 대안별로 동일하

다고 가정함으로써 확률효과항 사이의 상관성을 고려하지 않았다

추정 결과 통합(pooled) 다중로짓모형에 비해 확률효과를 고려한 다중로짓모형이 더 적

절한 모형으로 나타났으며 추정에 이용된 변수들의 추정계수는 대부분 통계적으로 유의하

였다 그러나 소득이 높을수록 전세 대비 월세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었으며

총자산 대비 금융자산 비율이 높을수록 전세 대비 월세 선택확률이 높은 것으로 추정되었

다 이는 아마도 주택점유형태 선택 이론에서 제시하고 있는 항상소득 대신 현재소득을 이

용하였고 총자산 대비 금융자산 비율이 외생적이기 보다는 주택점유형태 선택의 결과일

수 있는 내생성문제가 충분히 고려되지 않았기 때문이지 않을까 판단된다

또한 주거비용이 각 주택점유형태별로 비교되어 측정되지 않아 추정결과의 해석에 다소

어려움이 있다 그럼에도 불구하고 이 연구는 패널자료의 장점을 살려서 가구의 이질적 특

성을 확률효과로 고려하여 주택점유형태 선택 모형을 추정하였다는 점에서 다른 연구들에

비해 진일보한 분석이라고 할 수 있다

III 이론적 논의 및 실증분석모형

1 이론적 논의

가구 가 주택서비스( )와 기타 재화( )를 소비하여 효용을 얻는다고 하고 라는 주택

점유형태를 선택하였을 때의 효용함수를 다음과 같이 표현하자

(1)

가구는 예산제약조건에 직면하게 되는데 예산제약조건은 다음과 같이 표현할 수 있다

(2)

48 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (2)에서 는 가구소득 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 주거서비스 1단위당

가격이며 는 기타 재화에 대한 지출을 의미한다

주거서비스 1단위당 가격( )은 가구가 어떠한 점유형태를 선택하는가에 따라 다르다

가구가 선택할 수 있는 주택점유형태를 자가점유 전세 월세(보증부월세 포함)와 같은 세

가지라고 하자 가구가 자가점유를 선택하였을 때( ) 는 주택서비스 1단위당 사용자

비용(user cost)이며 전세를 선택하였을 때( ) 는 전세보증금을 월세로 환산한 전환

임대료이다 전월세전환율을 라 하고 주택서비스 1단위당 전세보증금을 라 하면

이다 한편 가구가 보증부월세 또는 순수월세를 선택하였다면( ) 은 주택서

비스 1단위당 보증부월세 보증금( )을 월세로 환산한 전환임대료와 매기간 지불하는 임

대료()의 합으로 구성된다 즉

이다 만일 가구가 순수월세를 선택하였다면

이다

가구는 선택하고자 하는 주택점유형태에 따라 자산제약조건에 직면한다 가구의 보유 순

자산()은 주택구입(자가점유)시 자기자금을 충족해야 하며 전세를 선택하는 경우 전세보

증금을 보증부월세를 선택하는 경우 보증부월세의 보증금을 충족해야 한다

≧ (3)

식 (3)에서 는 자가점유의 경우 주택가격 대비 대출금 비율이며 전세와 보증부월세의

경우 으로 가정한다

가구는 식 (2)와 식 (3)을 제약조건으로 각 주택점유형태별로 식 (1)을 극대화하는 주택

서비스 수요량과 기타 재화에 대한 지출액을 결정하게 될 것이다 각 주택점유형태별 극대

화된 효용은 가구의 순자산 소득 각 주택점유형태별 주거비용 그리고 효용함수에 반영되

는 가구의 선호요인들()의 함수가 된다 이를 간접효용함수()로 표현하면

(4)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 49

가구는 각 주택점유형태별로 극대화된 효용의 크기를 비교하여 가장 높은 효용을 제공하

는 주택점유형태를 선택한다 가구 가 주택점유형태 를 선택하는 조건은 다음과 같다

forall ne (5)

2 실증분석모형

실증분석모형을 설정하기 위해 가구 가 시점에 주택점유형태 를 선택하였을 때의 간

접효용함수( )를 다음과 같이 표현하자

(6)

식 (6)에서 는 주택점유형태별 상수항 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 지불하

는 단위당 주거비용 를 포함한 가구의 사회ㆍ경제적 특성 벡터이며 는 에 대한

추정계수 벡터 는 오차항으로 독립적인 제1종 극단값(type I extreme value) 분포를

가정한다 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성을 분석에 고려하지 않는다면 가구 가 주택

점유형태 를 선택할 확률은

(7)

식 (7)에서 은 자가점유( ) 는 전세( ) 은 월세( )을 의미한

다 식 (7)은 기준이 되는 주택점유형태를 가정하여 일반적으로 다중로짓모형을 이용하여

추정한다

그러나 개별 가구가 선택한 주택점유형태와 사회ㆍ경제적 특성들이 시간에 따라 반복적

으로 관찰되는 패널자료에서는 자료를 통해 관찰되지 않는 개별 가구의 이질적 특성들이

존재한다 이러한 이질적 특성들의 영향이 상수항을 통해 반영된다고 하면( )

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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Page 4: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

44 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

정하고 패널자료를 이용한 확률효과 다중로짓모형을 추정하여 확률효과항의 상관성을 검

정함으로써 두 모형의 적합성을 살펴보았다 둘째 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기

초하여 주요 변수들이 주택점유형태 선택 확률에 미치는 영향력을 파악하였다 셋째 최근

사회적으로 주목받는 청년가구 표본(가구주 연령 39세 이하)을 대상으로 모형을 추정하고

그 결과에 기초하여 정책적 시사점을 도출하였다

본 연구는 다음과 같이 구성된다 제2장에서는 다중로짓모형을 이용하여 우리나라 가구

의 주택점유형태 결정요인을 분석한 선행연구를 검토하고 제3장에서는 주택점유형태 결

정이론에 근거하여 실증분석모형을 구축한다 제4장에서는 실증분석에 이용되는 자료와

변수 측정에 대해서 설명하고 제5장에서는 추정 결과를 제시하고 해석한다 마지막 제6장

에서는 본 연구의 주요 결과를 정리하고 본 연구의 한계 및 향후 연구방향을 제시한다

II 선행연구 검토

우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인에 대한 많은 연구들은 주로 앞에서 언급한 바와

같이 주택점유형태를 자가점유와 임차라는 이분법적 구분 방식을 선택하여 분석하였으며

연구 결과 또한 매우 방대하므로 본 연구의 목적에 비추어 볼 때 관련 연구들은 검토하는

것은 큰 의미가 없을 것으로 생각된다 따라서 아래에서는 가구가 선택한 주택점유형태를

최소한 3개 이상으로 나누어 분석한 연구들에 한정하여 살펴보기로 하자

복수의 임차유형을 고려하여 우리나라 가구의 주택점유형태 결정요인을 분석한 초기 연

구로는 Gyourko and Han(1989)이 있다 이 연구는 주택금융 시스템이 불완전하고 주택

구입에 대한 대출자금 공급이 부족하였던 1980년대의 우리나라 주택시장 여건에서 주택자

금 대출제약의 완화가 주택점유형태 결정에 미치는 영향 분석에 초점을 두었다 이들은 주

택점유형태를 자가 독립(exclusive)전세 부분(partial)전세 월세 등 네 가지로 구분하여

3) 한국노동패널에서는 주택점유형태(입주형태)를 자가 전세 월세 기타로 구분하여 조사하고 있는데

전세와 월세 기타 유형에 대해서는 임대보증금과 월세금을 응답하도록 하고 있기 때문에 이를 통해

월세를 보증부월세(보증금 있는)와 순수월세(보증금 없는)로 다시 구분할 수 있다 그러나 뒤에서 구

체적으로 설명하겠지만 순수월세로 거주하는 임차가구의 비중이 매우 낮아 본 연구에서는 보증부월

세와 순수월세를 월세로 통합하여 분석하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45

국토연구원의 1984년 가구설문조사 자료와 한국주택은행의 1985년 주택담보대출 주택에

대한 설문조사 자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정하였다4)

추정 결과 자기자금이 많은 가구일수록 자가점유와 독립전세를 선택할 확률이 높았으며

총 대출금이 많을수록 자가점유를 선택할 확률이 높았고 기타 임차유형을 선택할 확률은

낮았으나 그 차이는 크지 않은 것으로 추정되었다 그러나 총 대출금 중 한국주택은행으로

부터 대출받은 금액의 비율이 높을수록 자가점유를 선택할 확률은 비교적 높은 것으로 추

정되었다 그들은 그 이유를 한국주택은행 대출은 사채나 기타 금융기관의 대출보다 이자

비용이 상대적으로 저렴하여 자가점유의 주거비용을 낮출 수 있었기 때문으로 해석하였다

그리고 이러한 결과에 기초하여 우리나라에서 공식 주택금융체계가 정립되고 이를 통해 주

택대출이 확대되면 자가점유가구 비율을 상당히 높일 수 있을 것으로 보았다

2010년대에 들어서 다중로짓모형을 이용한 주택점유형태 선택에 대한 분석들이 활발히

이루어졌다 박미선(2013)은 통계청의 인구주택총조사 1 표본을 이용하여 1990년 2000

년 2010년에 대한 횡단면 자료를 구축하고 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하여

다중로짓모형을 추정하였다 설명변수로는 가구특성 통근 및 주거이동 특성 거주주택 특

성과 관련된 변수들을 이용하였다 추정 결과 교육 직업 결혼상태 가구형태 등의 가구특

성과 주택유형 경과연수 등 주택특성들이 주택점유형태를 결정하는 요인들로 나타났다

특히 주거의 안정성이 상대적으로 낮은 것으로 인식되는 월세를 선택한 가구들은 대졸보

다는 중ㆍ고졸 이하 사무직에 비해 서비스판매직이나 생산단순노무직 등에 종사하는 비율

이 높았으며 승용차에 비해 대중교통을 통근수단으로 이용하는 비율이 높았다 이 연구는

이러한 결과에 기초하여 지하철역 인근에 저렴한 주택을 공급하거나 대중교통 연계성을 높

인 지역에 저렴한 임대주택 공급이 필요하다는 정책적 시사점을 제시하였다 그러나 이 연

구는 분석에 이용한 인구주택총조사 자료의 특성상 소득이나 자산 주거비용 등 주택점유

형태에 영향을 주는 핵심 경제적 요인들의 효과를 분석하지 못하였다

정희주ㆍ오동훈(2014)은 한국복지패널 7차 년도(2012년) 자료를 이용하여 1ㆍ2인 청년

가구(가구주 연령 20세~39세)의 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 주택점유형태를 자

가 전세 월세로 나누고 거주지역 가구 및 가구주 특성 가구의 경제적 특성에 대한 변수

4) 이 연구에서 독립전세와 부분전세는 거주공간의 전용(exclusive) 여부에 따라 구분된 것으로 임차

대가의 지불방식(보증금 및 월세)에 따른 구분은 아닌 것으로 이해된다

46 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

들을 설명변수로 선정하여 다중로짓모형을 추정하였다 또한 40대 이상 1ㆍ2인 가구 표본

을 이용하여 동일한 모형을 추정하여 청년가구의 추정 결과와 비교하였다

추정 결과 1ㆍ2인 청년가구는 무상지원이나 대출 등으로 주거비를 마련하였을 때 월세

보다 자가를 선택할 확률이 높은 것으로 나타난 반면 40대 이상 1ㆍ2인 가구는 차용이나

대출보다 스스로 주거비를 마련하였을 때 전세나 월세보다 자가를 선택할 확률이 높은 것

으로 나타나 청년가구의 주거안정을 위해서는 정부의 지원이 필요하다는 시사점을 제시하

였다

이 연구의 특징은 소득(또는 소비지출) 대비 주거비 지출의 비율인 슈바베지수를 설명변

수로 고려한 것이다 슈바베지수가 클수록 자가 대비 전세를 선택할 확률은 낮았으며 자가

대비 월세를 선택할 확률은 높은 것으로 나타났다 이들은 이러한 결과에 기초하여 청년가

구의 주거지원 수단이 주택점유형태별로 달라져야 함을 주장하였다 이무선(2016)은 한국

복지패널 10차 년도(2015년) 자료를 이용하여 1인 청년가구를 대상으로 정희주ㆍ오동훈

(2014)과 동일한 모형을 추정하였으며 유사한 시사점을 제시하였다5)

강미(2018)는 한국노동패널의 10차 년도(2007년)에서 17차 년도(2014년) 자료를 활용

하여 패널모형을 이용하여 주거이동과 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 이 연구는 패

널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 분석에 반영하였다는 점에서 본

연구의 분석방법론과 유사하다 주거이동 결정요인은 확률효과를 고려한 패널로짓모형을

이용하여 분석하였으며 주택점유형태 결정요인은 확률효과를 고려한 다중로짓모형을 이

용하여 분석하였다

이 연구에서도 가구가 선택한 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하였으며 가구주

성별 연령 교육수준 가구구성 고등학생 이하 자녀수 가구내 상용직 종사자 수 등 의

가구특성과 소득 순자산 주거비용 총자산 대비 금융자산 비율 소득 대비 생활비 비율

거주주택 외 주택소유 여부 등 경제적 특성 거주주택 유형 주거만족도 등 주택특성 거주

지역 등을 설명변수로 이용하였다 또한 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비

자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 추정하였다 가구의 이질적 특성을 반영하는 확률

5) 이상의 연구들 이외에 다중로짓모형을 이용하여 주택점유형태를 분석한 연구로는 정건섭 외(2018)가

있는데 이 연구는 주택점유형태 결정요인을 분석한 것이 아니라 주택점유형태의 변화에 대한 결정요

인을 분석한 것으로 본 연구의 초점과 거리가 있어 연구내용에 대한 구체적인 검토는 생략하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 47

효과는 각 대안별 상수항을 통해 고려되었으나 확률효과의 분산이 선택 대안별로 동일하

다고 가정함으로써 확률효과항 사이의 상관성을 고려하지 않았다

추정 결과 통합(pooled) 다중로짓모형에 비해 확률효과를 고려한 다중로짓모형이 더 적

절한 모형으로 나타났으며 추정에 이용된 변수들의 추정계수는 대부분 통계적으로 유의하

였다 그러나 소득이 높을수록 전세 대비 월세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었으며

총자산 대비 금융자산 비율이 높을수록 전세 대비 월세 선택확률이 높은 것으로 추정되었

다 이는 아마도 주택점유형태 선택 이론에서 제시하고 있는 항상소득 대신 현재소득을 이

용하였고 총자산 대비 금융자산 비율이 외생적이기 보다는 주택점유형태 선택의 결과일

수 있는 내생성문제가 충분히 고려되지 않았기 때문이지 않을까 판단된다

또한 주거비용이 각 주택점유형태별로 비교되어 측정되지 않아 추정결과의 해석에 다소

어려움이 있다 그럼에도 불구하고 이 연구는 패널자료의 장점을 살려서 가구의 이질적 특

성을 확률효과로 고려하여 주택점유형태 선택 모형을 추정하였다는 점에서 다른 연구들에

비해 진일보한 분석이라고 할 수 있다

III 이론적 논의 및 실증분석모형

1 이론적 논의

가구 가 주택서비스( )와 기타 재화( )를 소비하여 효용을 얻는다고 하고 라는 주택

점유형태를 선택하였을 때의 효용함수를 다음과 같이 표현하자

(1)

가구는 예산제약조건에 직면하게 되는데 예산제약조건은 다음과 같이 표현할 수 있다

(2)

48 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (2)에서 는 가구소득 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 주거서비스 1단위당

가격이며 는 기타 재화에 대한 지출을 의미한다

주거서비스 1단위당 가격( )은 가구가 어떠한 점유형태를 선택하는가에 따라 다르다

가구가 선택할 수 있는 주택점유형태를 자가점유 전세 월세(보증부월세 포함)와 같은 세

가지라고 하자 가구가 자가점유를 선택하였을 때( ) 는 주택서비스 1단위당 사용자

비용(user cost)이며 전세를 선택하였을 때( ) 는 전세보증금을 월세로 환산한 전환

임대료이다 전월세전환율을 라 하고 주택서비스 1단위당 전세보증금을 라 하면

이다 한편 가구가 보증부월세 또는 순수월세를 선택하였다면( ) 은 주택서

비스 1단위당 보증부월세 보증금( )을 월세로 환산한 전환임대료와 매기간 지불하는 임

대료()의 합으로 구성된다 즉

이다 만일 가구가 순수월세를 선택하였다면

이다

가구는 선택하고자 하는 주택점유형태에 따라 자산제약조건에 직면한다 가구의 보유 순

자산()은 주택구입(자가점유)시 자기자금을 충족해야 하며 전세를 선택하는 경우 전세보

증금을 보증부월세를 선택하는 경우 보증부월세의 보증금을 충족해야 한다

≧ (3)

식 (3)에서 는 자가점유의 경우 주택가격 대비 대출금 비율이며 전세와 보증부월세의

경우 으로 가정한다

가구는 식 (2)와 식 (3)을 제약조건으로 각 주택점유형태별로 식 (1)을 극대화하는 주택

서비스 수요량과 기타 재화에 대한 지출액을 결정하게 될 것이다 각 주택점유형태별 극대

화된 효용은 가구의 순자산 소득 각 주택점유형태별 주거비용 그리고 효용함수에 반영되

는 가구의 선호요인들()의 함수가 된다 이를 간접효용함수()로 표현하면

(4)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 49

가구는 각 주택점유형태별로 극대화된 효용의 크기를 비교하여 가장 높은 효용을 제공하

는 주택점유형태를 선택한다 가구 가 주택점유형태 를 선택하는 조건은 다음과 같다

forall ne (5)

2 실증분석모형

실증분석모형을 설정하기 위해 가구 가 시점에 주택점유형태 를 선택하였을 때의 간

접효용함수( )를 다음과 같이 표현하자

(6)

식 (6)에서 는 주택점유형태별 상수항 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 지불하

는 단위당 주거비용 를 포함한 가구의 사회ㆍ경제적 특성 벡터이며 는 에 대한

추정계수 벡터 는 오차항으로 독립적인 제1종 극단값(type I extreme value) 분포를

가정한다 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성을 분석에 고려하지 않는다면 가구 가 주택

점유형태 를 선택할 확률은

(7)

식 (7)에서 은 자가점유( ) 는 전세( ) 은 월세( )을 의미한

다 식 (7)은 기준이 되는 주택점유형태를 가정하여 일반적으로 다중로짓모형을 이용하여

추정한다

그러나 개별 가구가 선택한 주택점유형태와 사회ㆍ경제적 특성들이 시간에 따라 반복적

으로 관찰되는 패널자료에서는 자료를 통해 관찰되지 않는 개별 가구의 이질적 특성들이

존재한다 이러한 이질적 특성들의 영향이 상수항을 통해 반영된다고 하면( )

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45

국토연구원의 1984년 가구설문조사 자료와 한국주택은행의 1985년 주택담보대출 주택에

대한 설문조사 자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정하였다4)

추정 결과 자기자금이 많은 가구일수록 자가점유와 독립전세를 선택할 확률이 높았으며

총 대출금이 많을수록 자가점유를 선택할 확률이 높았고 기타 임차유형을 선택할 확률은

낮았으나 그 차이는 크지 않은 것으로 추정되었다 그러나 총 대출금 중 한국주택은행으로

부터 대출받은 금액의 비율이 높을수록 자가점유를 선택할 확률은 비교적 높은 것으로 추

정되었다 그들은 그 이유를 한국주택은행 대출은 사채나 기타 금융기관의 대출보다 이자

비용이 상대적으로 저렴하여 자가점유의 주거비용을 낮출 수 있었기 때문으로 해석하였다

그리고 이러한 결과에 기초하여 우리나라에서 공식 주택금융체계가 정립되고 이를 통해 주

택대출이 확대되면 자가점유가구 비율을 상당히 높일 수 있을 것으로 보았다

2010년대에 들어서 다중로짓모형을 이용한 주택점유형태 선택에 대한 분석들이 활발히

이루어졌다 박미선(2013)은 통계청의 인구주택총조사 1 표본을 이용하여 1990년 2000

년 2010년에 대한 횡단면 자료를 구축하고 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하여

다중로짓모형을 추정하였다 설명변수로는 가구특성 통근 및 주거이동 특성 거주주택 특

성과 관련된 변수들을 이용하였다 추정 결과 교육 직업 결혼상태 가구형태 등의 가구특

성과 주택유형 경과연수 등 주택특성들이 주택점유형태를 결정하는 요인들로 나타났다

특히 주거의 안정성이 상대적으로 낮은 것으로 인식되는 월세를 선택한 가구들은 대졸보

다는 중ㆍ고졸 이하 사무직에 비해 서비스판매직이나 생산단순노무직 등에 종사하는 비율

이 높았으며 승용차에 비해 대중교통을 통근수단으로 이용하는 비율이 높았다 이 연구는

이러한 결과에 기초하여 지하철역 인근에 저렴한 주택을 공급하거나 대중교통 연계성을 높

인 지역에 저렴한 임대주택 공급이 필요하다는 정책적 시사점을 제시하였다 그러나 이 연

구는 분석에 이용한 인구주택총조사 자료의 특성상 소득이나 자산 주거비용 등 주택점유

형태에 영향을 주는 핵심 경제적 요인들의 효과를 분석하지 못하였다

정희주ㆍ오동훈(2014)은 한국복지패널 7차 년도(2012년) 자료를 이용하여 1ㆍ2인 청년

가구(가구주 연령 20세~39세)의 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 주택점유형태를 자

가 전세 월세로 나누고 거주지역 가구 및 가구주 특성 가구의 경제적 특성에 대한 변수

4) 이 연구에서 독립전세와 부분전세는 거주공간의 전용(exclusive) 여부에 따라 구분된 것으로 임차

대가의 지불방식(보증금 및 월세)에 따른 구분은 아닌 것으로 이해된다

46 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

들을 설명변수로 선정하여 다중로짓모형을 추정하였다 또한 40대 이상 1ㆍ2인 가구 표본

을 이용하여 동일한 모형을 추정하여 청년가구의 추정 결과와 비교하였다

추정 결과 1ㆍ2인 청년가구는 무상지원이나 대출 등으로 주거비를 마련하였을 때 월세

보다 자가를 선택할 확률이 높은 것으로 나타난 반면 40대 이상 1ㆍ2인 가구는 차용이나

대출보다 스스로 주거비를 마련하였을 때 전세나 월세보다 자가를 선택할 확률이 높은 것

으로 나타나 청년가구의 주거안정을 위해서는 정부의 지원이 필요하다는 시사점을 제시하

였다

이 연구의 특징은 소득(또는 소비지출) 대비 주거비 지출의 비율인 슈바베지수를 설명변

수로 고려한 것이다 슈바베지수가 클수록 자가 대비 전세를 선택할 확률은 낮았으며 자가

대비 월세를 선택할 확률은 높은 것으로 나타났다 이들은 이러한 결과에 기초하여 청년가

구의 주거지원 수단이 주택점유형태별로 달라져야 함을 주장하였다 이무선(2016)은 한국

복지패널 10차 년도(2015년) 자료를 이용하여 1인 청년가구를 대상으로 정희주ㆍ오동훈

(2014)과 동일한 모형을 추정하였으며 유사한 시사점을 제시하였다5)

강미(2018)는 한국노동패널의 10차 년도(2007년)에서 17차 년도(2014년) 자료를 활용

하여 패널모형을 이용하여 주거이동과 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 이 연구는 패

널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 분석에 반영하였다는 점에서 본

연구의 분석방법론과 유사하다 주거이동 결정요인은 확률효과를 고려한 패널로짓모형을

이용하여 분석하였으며 주택점유형태 결정요인은 확률효과를 고려한 다중로짓모형을 이

용하여 분석하였다

이 연구에서도 가구가 선택한 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하였으며 가구주

성별 연령 교육수준 가구구성 고등학생 이하 자녀수 가구내 상용직 종사자 수 등 의

가구특성과 소득 순자산 주거비용 총자산 대비 금융자산 비율 소득 대비 생활비 비율

거주주택 외 주택소유 여부 등 경제적 특성 거주주택 유형 주거만족도 등 주택특성 거주

지역 등을 설명변수로 이용하였다 또한 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비

자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 추정하였다 가구의 이질적 특성을 반영하는 확률

5) 이상의 연구들 이외에 다중로짓모형을 이용하여 주택점유형태를 분석한 연구로는 정건섭 외(2018)가

있는데 이 연구는 주택점유형태 결정요인을 분석한 것이 아니라 주택점유형태의 변화에 대한 결정요

인을 분석한 것으로 본 연구의 초점과 거리가 있어 연구내용에 대한 구체적인 검토는 생략하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 47

효과는 각 대안별 상수항을 통해 고려되었으나 확률효과의 분산이 선택 대안별로 동일하

다고 가정함으로써 확률효과항 사이의 상관성을 고려하지 않았다

추정 결과 통합(pooled) 다중로짓모형에 비해 확률효과를 고려한 다중로짓모형이 더 적

절한 모형으로 나타났으며 추정에 이용된 변수들의 추정계수는 대부분 통계적으로 유의하

였다 그러나 소득이 높을수록 전세 대비 월세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었으며

총자산 대비 금융자산 비율이 높을수록 전세 대비 월세 선택확률이 높은 것으로 추정되었

다 이는 아마도 주택점유형태 선택 이론에서 제시하고 있는 항상소득 대신 현재소득을 이

용하였고 총자산 대비 금융자산 비율이 외생적이기 보다는 주택점유형태 선택의 결과일

수 있는 내생성문제가 충분히 고려되지 않았기 때문이지 않을까 판단된다

또한 주거비용이 각 주택점유형태별로 비교되어 측정되지 않아 추정결과의 해석에 다소

어려움이 있다 그럼에도 불구하고 이 연구는 패널자료의 장점을 살려서 가구의 이질적 특

성을 확률효과로 고려하여 주택점유형태 선택 모형을 추정하였다는 점에서 다른 연구들에

비해 진일보한 분석이라고 할 수 있다

III 이론적 논의 및 실증분석모형

1 이론적 논의

가구 가 주택서비스( )와 기타 재화( )를 소비하여 효용을 얻는다고 하고 라는 주택

점유형태를 선택하였을 때의 효용함수를 다음과 같이 표현하자

(1)

가구는 예산제약조건에 직면하게 되는데 예산제약조건은 다음과 같이 표현할 수 있다

(2)

48 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (2)에서 는 가구소득 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 주거서비스 1단위당

가격이며 는 기타 재화에 대한 지출을 의미한다

주거서비스 1단위당 가격( )은 가구가 어떠한 점유형태를 선택하는가에 따라 다르다

가구가 선택할 수 있는 주택점유형태를 자가점유 전세 월세(보증부월세 포함)와 같은 세

가지라고 하자 가구가 자가점유를 선택하였을 때( ) 는 주택서비스 1단위당 사용자

비용(user cost)이며 전세를 선택하였을 때( ) 는 전세보증금을 월세로 환산한 전환

임대료이다 전월세전환율을 라 하고 주택서비스 1단위당 전세보증금을 라 하면

이다 한편 가구가 보증부월세 또는 순수월세를 선택하였다면( ) 은 주택서

비스 1단위당 보증부월세 보증금( )을 월세로 환산한 전환임대료와 매기간 지불하는 임

대료()의 합으로 구성된다 즉

이다 만일 가구가 순수월세를 선택하였다면

이다

가구는 선택하고자 하는 주택점유형태에 따라 자산제약조건에 직면한다 가구의 보유 순

자산()은 주택구입(자가점유)시 자기자금을 충족해야 하며 전세를 선택하는 경우 전세보

증금을 보증부월세를 선택하는 경우 보증부월세의 보증금을 충족해야 한다

≧ (3)

식 (3)에서 는 자가점유의 경우 주택가격 대비 대출금 비율이며 전세와 보증부월세의

경우 으로 가정한다

가구는 식 (2)와 식 (3)을 제약조건으로 각 주택점유형태별로 식 (1)을 극대화하는 주택

서비스 수요량과 기타 재화에 대한 지출액을 결정하게 될 것이다 각 주택점유형태별 극대

화된 효용은 가구의 순자산 소득 각 주택점유형태별 주거비용 그리고 효용함수에 반영되

는 가구의 선호요인들()의 함수가 된다 이를 간접효용함수()로 표현하면

(4)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 49

가구는 각 주택점유형태별로 극대화된 효용의 크기를 비교하여 가장 높은 효용을 제공하

는 주택점유형태를 선택한다 가구 가 주택점유형태 를 선택하는 조건은 다음과 같다

forall ne (5)

2 실증분석모형

실증분석모형을 설정하기 위해 가구 가 시점에 주택점유형태 를 선택하였을 때의 간

접효용함수( )를 다음과 같이 표현하자

(6)

식 (6)에서 는 주택점유형태별 상수항 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 지불하

는 단위당 주거비용 를 포함한 가구의 사회ㆍ경제적 특성 벡터이며 는 에 대한

추정계수 벡터 는 오차항으로 독립적인 제1종 극단값(type I extreme value) 분포를

가정한다 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성을 분석에 고려하지 않는다면 가구 가 주택

점유형태 를 선택할 확률은

(7)

식 (7)에서 은 자가점유( ) 는 전세( ) 은 월세( )을 의미한

다 식 (7)은 기준이 되는 주택점유형태를 가정하여 일반적으로 다중로짓모형을 이용하여

추정한다

그러나 개별 가구가 선택한 주택점유형태와 사회ㆍ경제적 특성들이 시간에 따라 반복적

으로 관찰되는 패널자료에서는 자료를 통해 관찰되지 않는 개별 가구의 이질적 특성들이

존재한다 이러한 이질적 특성들의 영향이 상수항을 통해 반영된다고 하면( )

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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Page 6: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

46 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

들을 설명변수로 선정하여 다중로짓모형을 추정하였다 또한 40대 이상 1ㆍ2인 가구 표본

을 이용하여 동일한 모형을 추정하여 청년가구의 추정 결과와 비교하였다

추정 결과 1ㆍ2인 청년가구는 무상지원이나 대출 등으로 주거비를 마련하였을 때 월세

보다 자가를 선택할 확률이 높은 것으로 나타난 반면 40대 이상 1ㆍ2인 가구는 차용이나

대출보다 스스로 주거비를 마련하였을 때 전세나 월세보다 자가를 선택할 확률이 높은 것

으로 나타나 청년가구의 주거안정을 위해서는 정부의 지원이 필요하다는 시사점을 제시하

였다

이 연구의 특징은 소득(또는 소비지출) 대비 주거비 지출의 비율인 슈바베지수를 설명변

수로 고려한 것이다 슈바베지수가 클수록 자가 대비 전세를 선택할 확률은 낮았으며 자가

대비 월세를 선택할 확률은 높은 것으로 나타났다 이들은 이러한 결과에 기초하여 청년가

구의 주거지원 수단이 주택점유형태별로 달라져야 함을 주장하였다 이무선(2016)은 한국

복지패널 10차 년도(2015년) 자료를 이용하여 1인 청년가구를 대상으로 정희주ㆍ오동훈

(2014)과 동일한 모형을 추정하였으며 유사한 시사점을 제시하였다5)

강미(2018)는 한국노동패널의 10차 년도(2007년)에서 17차 년도(2014년) 자료를 활용

하여 패널모형을 이용하여 주거이동과 주택점유형태 결정요인을 분석하였다 이 연구는 패

널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 분석에 반영하였다는 점에서 본

연구의 분석방법론과 유사하다 주거이동 결정요인은 확률효과를 고려한 패널로짓모형을

이용하여 분석하였으며 주택점유형태 결정요인은 확률효과를 고려한 다중로짓모형을 이

용하여 분석하였다

이 연구에서도 가구가 선택한 주택점유형태를 자가 전세 월세로 구분하였으며 가구주

성별 연령 교육수준 가구구성 고등학생 이하 자녀수 가구내 상용직 종사자 수 등 의

가구특성과 소득 순자산 주거비용 총자산 대비 금융자산 비율 소득 대비 생활비 비율

거주주택 외 주택소유 여부 등 경제적 특성 거주주택 유형 주거만족도 등 주택특성 거주

지역 등을 설명변수로 이용하였다 또한 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비

자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 추정하였다 가구의 이질적 특성을 반영하는 확률

5) 이상의 연구들 이외에 다중로짓모형을 이용하여 주택점유형태를 분석한 연구로는 정건섭 외(2018)가

있는데 이 연구는 주택점유형태 결정요인을 분석한 것이 아니라 주택점유형태의 변화에 대한 결정요

인을 분석한 것으로 본 연구의 초점과 거리가 있어 연구내용에 대한 구체적인 검토는 생략하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 47

효과는 각 대안별 상수항을 통해 고려되었으나 확률효과의 분산이 선택 대안별로 동일하

다고 가정함으로써 확률효과항 사이의 상관성을 고려하지 않았다

추정 결과 통합(pooled) 다중로짓모형에 비해 확률효과를 고려한 다중로짓모형이 더 적

절한 모형으로 나타났으며 추정에 이용된 변수들의 추정계수는 대부분 통계적으로 유의하

였다 그러나 소득이 높을수록 전세 대비 월세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었으며

총자산 대비 금융자산 비율이 높을수록 전세 대비 월세 선택확률이 높은 것으로 추정되었

다 이는 아마도 주택점유형태 선택 이론에서 제시하고 있는 항상소득 대신 현재소득을 이

용하였고 총자산 대비 금융자산 비율이 외생적이기 보다는 주택점유형태 선택의 결과일

수 있는 내생성문제가 충분히 고려되지 않았기 때문이지 않을까 판단된다

또한 주거비용이 각 주택점유형태별로 비교되어 측정되지 않아 추정결과의 해석에 다소

어려움이 있다 그럼에도 불구하고 이 연구는 패널자료의 장점을 살려서 가구의 이질적 특

성을 확률효과로 고려하여 주택점유형태 선택 모형을 추정하였다는 점에서 다른 연구들에

비해 진일보한 분석이라고 할 수 있다

III 이론적 논의 및 실증분석모형

1 이론적 논의

가구 가 주택서비스( )와 기타 재화( )를 소비하여 효용을 얻는다고 하고 라는 주택

점유형태를 선택하였을 때의 효용함수를 다음과 같이 표현하자

(1)

가구는 예산제약조건에 직면하게 되는데 예산제약조건은 다음과 같이 표현할 수 있다

(2)

48 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (2)에서 는 가구소득 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 주거서비스 1단위당

가격이며 는 기타 재화에 대한 지출을 의미한다

주거서비스 1단위당 가격( )은 가구가 어떠한 점유형태를 선택하는가에 따라 다르다

가구가 선택할 수 있는 주택점유형태를 자가점유 전세 월세(보증부월세 포함)와 같은 세

가지라고 하자 가구가 자가점유를 선택하였을 때( ) 는 주택서비스 1단위당 사용자

비용(user cost)이며 전세를 선택하였을 때( ) 는 전세보증금을 월세로 환산한 전환

임대료이다 전월세전환율을 라 하고 주택서비스 1단위당 전세보증금을 라 하면

이다 한편 가구가 보증부월세 또는 순수월세를 선택하였다면( ) 은 주택서

비스 1단위당 보증부월세 보증금( )을 월세로 환산한 전환임대료와 매기간 지불하는 임

대료()의 합으로 구성된다 즉

이다 만일 가구가 순수월세를 선택하였다면

이다

가구는 선택하고자 하는 주택점유형태에 따라 자산제약조건에 직면한다 가구의 보유 순

자산()은 주택구입(자가점유)시 자기자금을 충족해야 하며 전세를 선택하는 경우 전세보

증금을 보증부월세를 선택하는 경우 보증부월세의 보증금을 충족해야 한다

≧ (3)

식 (3)에서 는 자가점유의 경우 주택가격 대비 대출금 비율이며 전세와 보증부월세의

경우 으로 가정한다

가구는 식 (2)와 식 (3)을 제약조건으로 각 주택점유형태별로 식 (1)을 극대화하는 주택

서비스 수요량과 기타 재화에 대한 지출액을 결정하게 될 것이다 각 주택점유형태별 극대

화된 효용은 가구의 순자산 소득 각 주택점유형태별 주거비용 그리고 효용함수에 반영되

는 가구의 선호요인들()의 함수가 된다 이를 간접효용함수()로 표현하면

(4)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 49

가구는 각 주택점유형태별로 극대화된 효용의 크기를 비교하여 가장 높은 효용을 제공하

는 주택점유형태를 선택한다 가구 가 주택점유형태 를 선택하는 조건은 다음과 같다

forall ne (5)

2 실증분석모형

실증분석모형을 설정하기 위해 가구 가 시점에 주택점유형태 를 선택하였을 때의 간

접효용함수( )를 다음과 같이 표현하자

(6)

식 (6)에서 는 주택점유형태별 상수항 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 지불하

는 단위당 주거비용 를 포함한 가구의 사회ㆍ경제적 특성 벡터이며 는 에 대한

추정계수 벡터 는 오차항으로 독립적인 제1종 극단값(type I extreme value) 분포를

가정한다 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성을 분석에 고려하지 않는다면 가구 가 주택

점유형태 를 선택할 확률은

(7)

식 (7)에서 은 자가점유( ) 는 전세( ) 은 월세( )을 의미한

다 식 (7)은 기준이 되는 주택점유형태를 가정하여 일반적으로 다중로짓모형을 이용하여

추정한다

그러나 개별 가구가 선택한 주택점유형태와 사회ㆍ경제적 특성들이 시간에 따라 반복적

으로 관찰되는 패널자료에서는 자료를 통해 관찰되지 않는 개별 가구의 이질적 특성들이

존재한다 이러한 이질적 특성들의 영향이 상수항을 통해 반영된다고 하면( )

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

15 정희주ㆍ오동훈 ldquo청년세대 1ㆍ2인 가구의 주택점유형태에 영향을 미치는 요인에 관한

연구rdquo 985172국토계획985173 제49권 제2호 대한국토ㆍ도시계획학회 2014 pp95-113

16 Chen Zhen and Lynn Kuo ldquoA Note on the Estimation of the Multinomial

Logit Model with Random Effectsrdquo The American Statistician Vol 55 No 2

2001 pp89-95

17 Gyourko Joseph and J K Han ldquoHousing Wealth Housing Finance and

Tenure in Koreardquo Regional Science and Urban Economics Vol 19 1989

pp211-234

18 Hendershott Patric and Joel Slemrod ldquoTaxes and the User Cost of Capital

for Owner-Occupied Housingrdquo AREUEA Journal Vol 10 1983 pp375-393

19 Malchow-Moslashller N and M Svarer ldquoEstimation of the Multinomial Logit

Model with Random Effectsrdquo Applied Economic Letters Vol 10 No 7 2003

pp389-392

20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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Page 7: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 47

효과는 각 대안별 상수항을 통해 고려되었으나 확률효과의 분산이 선택 대안별로 동일하

다고 가정함으로써 확률효과항 사이의 상관성을 고려하지 않았다

추정 결과 통합(pooled) 다중로짓모형에 비해 확률효과를 고려한 다중로짓모형이 더 적

절한 모형으로 나타났으며 추정에 이용된 변수들의 추정계수는 대부분 통계적으로 유의하

였다 그러나 소득이 높을수록 전세 대비 월세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었으며

총자산 대비 금융자산 비율이 높을수록 전세 대비 월세 선택확률이 높은 것으로 추정되었

다 이는 아마도 주택점유형태 선택 이론에서 제시하고 있는 항상소득 대신 현재소득을 이

용하였고 총자산 대비 금융자산 비율이 외생적이기 보다는 주택점유형태 선택의 결과일

수 있는 내생성문제가 충분히 고려되지 않았기 때문이지 않을까 판단된다

또한 주거비용이 각 주택점유형태별로 비교되어 측정되지 않아 추정결과의 해석에 다소

어려움이 있다 그럼에도 불구하고 이 연구는 패널자료의 장점을 살려서 가구의 이질적 특

성을 확률효과로 고려하여 주택점유형태 선택 모형을 추정하였다는 점에서 다른 연구들에

비해 진일보한 분석이라고 할 수 있다

III 이론적 논의 및 실증분석모형

1 이론적 논의

가구 가 주택서비스( )와 기타 재화( )를 소비하여 효용을 얻는다고 하고 라는 주택

점유형태를 선택하였을 때의 효용함수를 다음과 같이 표현하자

(1)

가구는 예산제약조건에 직면하게 되는데 예산제약조건은 다음과 같이 표현할 수 있다

(2)

48 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (2)에서 는 가구소득 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 주거서비스 1단위당

가격이며 는 기타 재화에 대한 지출을 의미한다

주거서비스 1단위당 가격( )은 가구가 어떠한 점유형태를 선택하는가에 따라 다르다

가구가 선택할 수 있는 주택점유형태를 자가점유 전세 월세(보증부월세 포함)와 같은 세

가지라고 하자 가구가 자가점유를 선택하였을 때( ) 는 주택서비스 1단위당 사용자

비용(user cost)이며 전세를 선택하였을 때( ) 는 전세보증금을 월세로 환산한 전환

임대료이다 전월세전환율을 라 하고 주택서비스 1단위당 전세보증금을 라 하면

이다 한편 가구가 보증부월세 또는 순수월세를 선택하였다면( ) 은 주택서

비스 1단위당 보증부월세 보증금( )을 월세로 환산한 전환임대료와 매기간 지불하는 임

대료()의 합으로 구성된다 즉

이다 만일 가구가 순수월세를 선택하였다면

이다

가구는 선택하고자 하는 주택점유형태에 따라 자산제약조건에 직면한다 가구의 보유 순

자산()은 주택구입(자가점유)시 자기자금을 충족해야 하며 전세를 선택하는 경우 전세보

증금을 보증부월세를 선택하는 경우 보증부월세의 보증금을 충족해야 한다

≧ (3)

식 (3)에서 는 자가점유의 경우 주택가격 대비 대출금 비율이며 전세와 보증부월세의

경우 으로 가정한다

가구는 식 (2)와 식 (3)을 제약조건으로 각 주택점유형태별로 식 (1)을 극대화하는 주택

서비스 수요량과 기타 재화에 대한 지출액을 결정하게 될 것이다 각 주택점유형태별 극대

화된 효용은 가구의 순자산 소득 각 주택점유형태별 주거비용 그리고 효용함수에 반영되

는 가구의 선호요인들()의 함수가 된다 이를 간접효용함수()로 표현하면

(4)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 49

가구는 각 주택점유형태별로 극대화된 효용의 크기를 비교하여 가장 높은 효용을 제공하

는 주택점유형태를 선택한다 가구 가 주택점유형태 를 선택하는 조건은 다음과 같다

forall ne (5)

2 실증분석모형

실증분석모형을 설정하기 위해 가구 가 시점에 주택점유형태 를 선택하였을 때의 간

접효용함수( )를 다음과 같이 표현하자

(6)

식 (6)에서 는 주택점유형태별 상수항 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 지불하

는 단위당 주거비용 를 포함한 가구의 사회ㆍ경제적 특성 벡터이며 는 에 대한

추정계수 벡터 는 오차항으로 독립적인 제1종 극단값(type I extreme value) 분포를

가정한다 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성을 분석에 고려하지 않는다면 가구 가 주택

점유형태 를 선택할 확률은

(7)

식 (7)에서 은 자가점유( ) 는 전세( ) 은 월세( )을 의미한

다 식 (7)은 기준이 되는 주택점유형태를 가정하여 일반적으로 다중로짓모형을 이용하여

추정한다

그러나 개별 가구가 선택한 주택점유형태와 사회ㆍ경제적 특성들이 시간에 따라 반복적

으로 관찰되는 패널자료에서는 자료를 통해 관찰되지 않는 개별 가구의 이질적 특성들이

존재한다 이러한 이질적 특성들의 영향이 상수항을 통해 반영된다고 하면( )

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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Page 8: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

48 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (2)에서 는 가구소득 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 주거서비스 1단위당

가격이며 는 기타 재화에 대한 지출을 의미한다

주거서비스 1단위당 가격( )은 가구가 어떠한 점유형태를 선택하는가에 따라 다르다

가구가 선택할 수 있는 주택점유형태를 자가점유 전세 월세(보증부월세 포함)와 같은 세

가지라고 하자 가구가 자가점유를 선택하였을 때( ) 는 주택서비스 1단위당 사용자

비용(user cost)이며 전세를 선택하였을 때( ) 는 전세보증금을 월세로 환산한 전환

임대료이다 전월세전환율을 라 하고 주택서비스 1단위당 전세보증금을 라 하면

이다 한편 가구가 보증부월세 또는 순수월세를 선택하였다면( ) 은 주택서

비스 1단위당 보증부월세 보증금( )을 월세로 환산한 전환임대료와 매기간 지불하는 임

대료()의 합으로 구성된다 즉

이다 만일 가구가 순수월세를 선택하였다면

이다

가구는 선택하고자 하는 주택점유형태에 따라 자산제약조건에 직면한다 가구의 보유 순

자산()은 주택구입(자가점유)시 자기자금을 충족해야 하며 전세를 선택하는 경우 전세보

증금을 보증부월세를 선택하는 경우 보증부월세의 보증금을 충족해야 한다

≧ (3)

식 (3)에서 는 자가점유의 경우 주택가격 대비 대출금 비율이며 전세와 보증부월세의

경우 으로 가정한다

가구는 식 (2)와 식 (3)을 제약조건으로 각 주택점유형태별로 식 (1)을 극대화하는 주택

서비스 수요량과 기타 재화에 대한 지출액을 결정하게 될 것이다 각 주택점유형태별 극대

화된 효용은 가구의 순자산 소득 각 주택점유형태별 주거비용 그리고 효용함수에 반영되

는 가구의 선호요인들()의 함수가 된다 이를 간접효용함수()로 표현하면

(4)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 49

가구는 각 주택점유형태별로 극대화된 효용의 크기를 비교하여 가장 높은 효용을 제공하

는 주택점유형태를 선택한다 가구 가 주택점유형태 를 선택하는 조건은 다음과 같다

forall ne (5)

2 실증분석모형

실증분석모형을 설정하기 위해 가구 가 시점에 주택점유형태 를 선택하였을 때의 간

접효용함수( )를 다음과 같이 표현하자

(6)

식 (6)에서 는 주택점유형태별 상수항 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 지불하

는 단위당 주거비용 를 포함한 가구의 사회ㆍ경제적 특성 벡터이며 는 에 대한

추정계수 벡터 는 오차항으로 독립적인 제1종 극단값(type I extreme value) 분포를

가정한다 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성을 분석에 고려하지 않는다면 가구 가 주택

점유형태 를 선택할 확률은

(7)

식 (7)에서 은 자가점유( ) 는 전세( ) 은 월세( )을 의미한

다 식 (7)은 기준이 되는 주택점유형태를 가정하여 일반적으로 다중로짓모형을 이용하여

추정한다

그러나 개별 가구가 선택한 주택점유형태와 사회ㆍ경제적 특성들이 시간에 따라 반복적

으로 관찰되는 패널자료에서는 자료를 통해 관찰되지 않는 개별 가구의 이질적 특성들이

존재한다 이러한 이질적 특성들의 영향이 상수항을 통해 반영된다고 하면( )

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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pp389-392

20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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Page 9: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 49

가구는 각 주택점유형태별로 극대화된 효용의 크기를 비교하여 가장 높은 효용을 제공하

는 주택점유형태를 선택한다 가구 가 주택점유형태 를 선택하는 조건은 다음과 같다

forall ne (5)

2 실증분석모형

실증분석모형을 설정하기 위해 가구 가 시점에 주택점유형태 를 선택하였을 때의 간

접효용함수( )를 다음과 같이 표현하자

(6)

식 (6)에서 는 주택점유형태별 상수항 는 주택점유형태 를 선택하였을 때 지불하

는 단위당 주거비용 를 포함한 가구의 사회ㆍ경제적 특성 벡터이며 는 에 대한

추정계수 벡터 는 오차항으로 독립적인 제1종 극단값(type I extreme value) 분포를

가정한다 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성을 분석에 고려하지 않는다면 가구 가 주택

점유형태 를 선택할 확률은

(7)

식 (7)에서 은 자가점유( ) 는 전세( ) 은 월세( )을 의미한

다 식 (7)은 기준이 되는 주택점유형태를 가정하여 일반적으로 다중로짓모형을 이용하여

추정한다

그러나 개별 가구가 선택한 주택점유형태와 사회ㆍ경제적 특성들이 시간에 따라 반복적

으로 관찰되는 패널자료에서는 자료를 통해 관찰되지 않는 개별 가구의 이질적 특성들이

존재한다 이러한 이질적 특성들의 영향이 상수항을 통해 반영된다고 하면( )

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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Page 10: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

50 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

식 (7)은 다음과 같이 변형된다

(8)

식 (8)의 추정은 를 고정효과로 처리하는가 아니면 확률효과 처리하는가에 따라 달라

진다 그런데 고정효과 추정방법은 모수에 대한 불편추정량을 얻을 수 있지만 선택 대안간

의 상관성을 고려하지 않기 때문에 본질적으로 IIA 가정에 기초한다

따라서 본 연구에서는 를 확률효과로 처리하는 다중로짓모형을 추정하기로 한다 확

률효과모형에서 는 다변량 정규분포를 가정한다 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하는

경우 주택점유형태별 확률효과항 사이의 독립성을 가정하거나 또는 상관성을 가정할 수 있

다 상관성을 가정한다면 모형 추정시 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항과 다른 주

택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산을 제외하면 주택점유형태 와 의 확률효과항 사

이의 공분산() 추정이 가능하며 기준 주택점유형태를 전세( )로 하였을 때 확률

효과항의 분포는 다음과 같다6)

sim

(9)

본 연구에서 시도하는 추정방법은 식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 다중로짓모형으로 추정하

는 것이다 즉 선택 대안간 확률효과의 상관성을 고려한 다중로짓모형이다 Rabe-

Hesketh and Skrondal(2012)은 각 주택점유형태별 확률효과항 사이의 상관성을 고려함

으로써 IIA 가정이 완화될 수 있음을 설명하고 있다

6) 기준이 되는 주택점유형태의 확률효과항은 0으로 가정하므로 확률효과항의 분산이 0이 되며 다른

주택점유형태의 확률효과항 사이의 공분산도 0이 된다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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 ENU (Use these settings to create Adobe PDF documents best suited for high-quality prepress printing Created PDF documents 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Page 11: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 51

Ⅳ 자료 및 변수 측정

1 자료 및 변수

식 (9)의 가정 하에 식 (8)을 추정하기 위한 기초자료는 한국노동패널 13차 년도(2010

년)부터 20차 년도(2017년)까지 총 8개 년도의 가구자료로 구축된 불균형 패널자료이다

분석 대상은 가구주의 연령이 만 60세 미만인 가구(이를 전체가구라 부르기로 함)로 하였

다 가구주 연령이 만 60세 이상인 가구는 주택소비의 축소기에 해당될 가능성이 높고 이

러한 가구들의 주택점유형태 결정요인은 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 가구들과

는 다르기 때문에 분석대상에서 제외하였다7) 이 가구들 중 추정에 이용되는 모든 변수를

측정할 수 있는 가구는 총 5567가구이며 2010년에서 2017년까지 8년 동안 총 31924

개의 관찰치(household-year observations)가 생성된다8)

종속변수인 가구의 주택점유형태( )는 자가점유 선택 시 1 전세 선택 시 2 보증부월세

를 포함한 월세 선택 시 3의 값을 부여하였다 한국노동패널조사에서는 주택점유형태에 대

한 설문 시 보증부월세와 순수월세를 구별하지 않고 모두 월세로 응답하게 하고 있다 그러

나 월세로 응답한 가구에 대해서 임대보증금와 월세금을 설문하고 있기 때문에 이를 통해

보증부월세와 순수월세를 구분할 수는 있다 그런데 총 31924개의 관찰치 중 순수월세를

선택한 관찰치는 449개(141)밖에 되지 않아 보증부월세와 순수월세를 lsquo월세rsquo로 통합하

여 분석하였다9)

7) 고연령 자가점유 가구의 주택점유형태 또는 주택점유형태 변화 결정요인에 관한 연구들은 인구학적

특성의 변화(배우자 사별 자녀 수 변화 가구주 건강상태 변화)에 따른 주택점유형태의 변화 및 주

택소비 축소 가능성을 분석하거나 잔여 생애 소비를 위한 자금 확보 여력과 주택점유형태 변화간의

관계를 살펴보기 위해 자산구성(총자산 대비 주택자산 또는 금융자산 비율)의 차이를 중점적으로 분

석하는 등 주택소비의 확장기나 안정기에 속하는 연령대 가구의 주택점유형태 결정 요인들과는 다

른 요인들을 주된 관심변수로 분석하고 있다 관련 연구에 대해서는 정의철(2013) 정의철(2016)

이경애ㆍ정의철(2016) 등을 참조할 것

8) 또한 주택점유형태에 무응답한 가구 주택점유형태를 자가점유로 응답한 가구 중 주택가격을 0으로 응

답하였거나 무응답한 가구 주택점유형태를 전세 또는 월세로 응답한 가구 중 보증금과 월세금을 모두

0으로 응답하거나 무응답한 가구 거주주택의 형태를 기타로 응답한 가구도 분석대상에서 제외하였다

9) 주택점유형태를 lsquo기타rsquo로 응답한 임차가구에 대해서는 임대보증금만 응답한 가구는 전세로 임대보

증금과 월세금을 모두 응답하거나 월세금만 응답한 가구는 월세로 구분하였다

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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 CHS 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 ENU (Use these settings to create Adobe PDF documents best suited for high-quality prepress printing Created PDF documents can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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Page 12: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

52 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수( )는 가구의 인구학적 특성 경제적 특성 주거비용 특성으로 구성하였다 인

구학적 특성 변수로는 가구주 연령 가구주 혼인상태(배우자 있음 = 1) 가구주와 배우자를

제외한 가구원 수를 포함하였다10) 경제적 특성 변수로는 가구의 실질 항상소득의 로그값

과 가구 실질 순자산을 포함하였다

실질 항상소득은 가구 총소득을 종속변수로 가구주 성별 가구주 연령 및 연령 제곱

교육수준 및 교육수준 제곱 순자산 지역(광역자치단체) 및 연도 더미 변수를 설명변수로

설정하여 토빗모형으로 추정한 결과의 예측치를 구한 후 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질소득으로 환산하여 측정하였으며 그 로그값을 추정에 이용

하였다11) 실질 순자산은 각 연도별 총자산(현재 거주주택 시가 및 보증금 + 거주주택 외

부동산 시가 및 보증금 + 금융자산)에서 총부채를 뺀 값을 지역별 연도별 소비자물가지수

를 이용하여 2017년 기준 실질 값으로 변환하여 구하였다

가구의 인구학적 특성 항상소득 순자산과 같은 변수는 주택점유형태별로 동일한 변수

이지만 주거비용은 가구가 어떠한 주택점유형태를 선택하는가에 따라 다른(choice-

specific) 변수이므로 각 주택점유형태별 주거비용을 추정에 이용하면 추정결과의 해석이

어렵게 된다 다중로짓모형은 하나의 주택점유형태와 기준이 되는 주택점유형태의 선택 확

률을 비교하는 방법으로 추정되므로 본 연구에서는 상대주거비용(자가점유비용임차비용)

의 개념을 이용하였다

미국의 소득세제 구조를 통해 사용자비용을 도출한 Hendershott and Slemrod(1983)

의 연구를 우리나라 소득세 구조를 반영하여 수정한 정의철(2017)의 상대주거비용 측정 방

법을 이용하면 가구 의 시점에서의 자가점유비용을 임차비용을

이라 할 때 상

대주거비용(

)은 다음과 같이 표현된다

10) 가구주 성별(남성=1) 변수를 인구학적 요인 중 하나로 포함시키는 것을 고려하였으나 가구주 혼인

상태 변수와의 상관성이 매우 높아 추정에서 제외하였다 가구주 혼인상태 변수와 가구주 성별 변

수간의 상관계수는 0487이었다 또한 가구주의 배우자가 있는 가구는 다른 가구에 비해 자녀 등

가구원 수가 상대적으로 많을 것이므로 가구주의 혼인상태와 가구원 수 사이에도 높은 상관관계를

가질 수 있다 두 변수 사이의 상관계수는 0676으로 매우 높았다 따라서 상관성을 통제하기 위해

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수를 설명변수로 이용하였다

11) 실질 항상소득 추정 절차와 추정 결과는 부록에 자세히 설명되어 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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pp389-392

20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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Page 13: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 53

(10)

식 (10)에서 는 가구 가 시점에 거주하는 주택의 매매가격(또는 추정 매매가격)

은 가구의 한계소득세율 는 가구 가 매매가격이 인 주택을 구입할 때 이에 대한 대출

금 비율이다 는 시점의 주택담보대출 금리 는 시점의 기타 자산에 대한 투자수익

률 는 기타 자산 투자를 통해 얻은 금융소득에 대한 소득세율 는 거주주택에 대한

보유세 실효세율 는 감가상각 및 유지관리비율 은 가구 가 거주하는 지역()에서의

주택매매가격 예상 상승률이다 그리고 는 가구가 가 시점에 거주하는 주택의 임대료

(또는 추정임대료)이다12)

주택점유형태를 자가점유 전세 월세와 같이 세 가지로 구분한다면 이론적인 관점에서

상대주거비용은 모든 가구에 대하여 자가점유비용 전세임차비용 월세임차비용을 측정하

고 기준이 되는 주택점유형태의 주거비용 대비 비교되는 주택점유형태 주거비용의 비율로

측정하는 것이 적절할 것이다 예를 들어 전세를 기준 주택점유형태로 가정한다면 자가점

유 선택에는 자가점유비용전세임차비용 월세 선택에는 월세임차비용전세임차비용이 적

절한 상대주거비용이 될 것이다

전세가구 또는 월세가구가 거주주택을 자가점유한다고 가정할 때의 자가점유비용은 표

본 중 자가점유가구를 대상으로 거주주택의 매매가격과 거주주택 특성간의 관계를 헤도닉

가격모형으로 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한 매매가격 추정치( )에 식 (10)의

분자에 제시한 식을 이용하여 측정할 수 있다 또한 자가점유가구 또는 월세가구가 거주주

택을 전세로 임차하였다고 가정할 때의 전세임차비용은 표본 중 전세 가구를 대상으로 전

세보증금과 거주주택 특성간의 헤도닉가격모형을 추정하고 그 추정결과를 이용하여 구한

전세보증금 추정치에 전월세전환율을 적용하여 전세임차비용을 추정할 수는 있다13)

12) 상대주거비용은 우리나라 제도를 조금 더 구체적으로 적용하여 정의철(2017)의 측정 방법을 일부

개선하여 측정하였으며 내용이 복잡하므로 부록에서 자세히 설명하였다 식 (10)에서 는 1가구

1주택을 가정하여 양도소득세가 비과세되는 것을 가정하고 있다

13) 개별 가구가 선택한 주택점유형태별 주거비용은 자가점유가구의 경우 사용자비용으로 전세가구와

월세가구의 경우 보증금을 전월세전환율로 전환하여 전환임대료를 구하고 여기에 월세가 존재하는

경우 월세times12를 더하여 주거비용을 측정할 수 있다

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

참고문헌

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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Page 14: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

54 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

그러나 월세임차비용(자가점유가구와 전세가구의 경우)을 측정하는데는 현실적으로 여

러 가지 어려움이 따른다 특히 월세가구의 대부분이 보증부월세가구(본 연구의 전체가구

표본에서 월세가구 중 보증부월세가구 비율은 93)임을 고려할 때 월세임차비용을 측정하

기 위해서는 보증금 부분과 월임대료 부분을 별도로 추정하고 이를 임대료 기준으로 통합

해서 측정해야 하는 작업이 필요하다 또한 추정된 보증부월세의 보증금이 추정된 전세보

증금보다 작아야 한다는 추가적인 제약도 존재한다 이러한 방식으로 임차비용을 전세임차

비용과 월세임차비용으로 구분하여 추정하기 위해서는 우선 가구(수요자) 입장에서의 보증

금비율(보증부월세 보증금전세보증금) 선택에 대한 정교한 이론적 분석이 선행되어야 하

며 이론적 분석 결과에 기초한 추정작업이 이루어져야 한다 그러나 아직까지 이에 대한

관련 연구가 부족한 것으로 판단되며 향후 우리나라 가구의 주택점유형태 선택 분석에 필

요한 중요한 연구과제 중 하나가 될 것으로 생각된다

자가점유가구 또는 전세가구를 대상으로 한 월세임차비용 측정의 어려움을 부분적으로

해결할 수 있는 방법은 주택임대시장에서 전세시장과 월세시장(보증부월세 포함)의 균형상

태를 가정하는 것이다 이 가정은 시장에서 관찰되는 전월세전환율이 전세의 주거비용과

월세의 주거비용을 동일하게 만들어 특정 주택에 전세로 거주할 때나 월세(보증부월세 포

함)로 거주할 때 주거비용이 같다는 것을 의미한다 이러한 가정하에서 전세의 주거비용과

월세의 주거비용이 동일하므로 주택점유형태별 상대주거비용은 자가점유비용임차비용(전

세임차비용 또는 월세임차비용)으로 측정할 수 있으며 기존 연구들의 상대주거비용 측정

방법을 활용할 수 있다 본 연구에서는 이 방법을 실증분석에 이용하였다

다만 전세를 기준 주택점유형태로 설정하여 전세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하거나

또는 월세를 기준 주택점유형태로 설정하여 월세 대비 자가점유 선택 확률을 추정하는 경

우에는 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되나 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을

추정하는 경우에는 주거비용이 동일하므로 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않

는다 또한 자가점유를 기준으로 전세(월세) 대비 월세(전세) 선택 확률을 추정하는 경우에

도 상대주거비용 변수의 추정계수가 추정되지 않는다

마지막으로 본 연구는 2010년부터 2017년까지의 가구 자료를 통해 패널자료를 구축하

여 모형을 추정하므로 각 시점(연도)별 제반 사회ㆍ경제적 여건을 반영하기 위해 연도 더미

변수(기준년도 2010년)를 추정에 포함시켰다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 55

2 기초통계량

lt표 1gt은 각 연도별로 표본 가구가 선택한 주택점유형태의 분포를 전체가구와 청년가구

표본으로 구분하여 보여준다 청년가구는 가구주 연령이 만 39세 이하인 가구로 정의하였

다 전체가구 표본의 자가점유 비율은 2010년 이후 점차적으로 증가하는 추세를 보이고

있으나 청년가구 표본의 자가점유 비율은 2010년에 비해 소폭 증가하는 추세를 보이다

2017년에는 2010년보다 낮아졌다

연도 자가점유() 전세() 월세() 총관찰치

전체가구

2010 5368 2778 1854 4115

2011 5464 2624 1912 4074

2012 5455 2579 1966 4029

2013 5430 2563 2006 4007

2014 5543 2490 1966 3947

2015 5663 2327 2010 3945

2016 5662 2242 2096 3917

2017 5660 2180 2160 3894

2010-2017 5529 2476 1995 31924

청년가구

2010 3989 4003 2008 1484

2011 4179 3680 2141 1443

2012 4237 3547 2217 1376

2013 4152 3589 2260 1332

2014 4143 3534 2323 1231

2015 4218 3322 2459 1228

2016 4183 3141 2676 1181

2017 3964 3264 2772 1158

2010-2017 4132 3530 2337 10433

lt표 1gt 연도별 주택점유형태별 비율

두 표본 모두에서 전세 비율의 감소 추세가 뚜렷하였다 전세 비율은 전체가구 표본에서

2010년 2778였으나 2017년 218로 낮아졌으며 청년가구 표본에서는 2010년 40

였으나 2017년 3264로 낮아졌다 반면 월세 비율은 두 표본 모두에서 2017년까지 꾸준

히 증가하는 추세를 보였다 특히 청년가구의 월세 비율은 전체가구에 비해 시간이 흐름에

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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Page 16: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

56 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

따라 상대적으로 더 높게 증가하였다 전체가구의 월세 비율은 2010년부터 2017년 사이

에 306p 증가하였으며 청년가구의 월세 비율은 같은 기간 동안 764p 높아졌다

2010년부터 2017년까지 전체가구의 평균 자가점유 비율은 5529 전세 비율은

2476 월세 비율은 1995였으며 청년가구의 평균 자가점유 비율은 4132 전세비

율은 353 월세비율은 2337였다

lt표 2gt는 연도 더미 변수를 제외한 추정에 이용되는 설명변수들의 평균과 표준편차를

전체가구와 청년가구로 나누어 각 주택점유형태별로 보여준다 전체가구의 경우 자가점유

가구의 가구주 평균 연령은 임차(전세 월세) 가구의 가구주 평균 연령에 비해 높았으며

월세가구의 평균 연령이 전세가구의 평균 연령보다 약간 높은 것으로 나타났다 그러나 청

년가구의 경우 전체가구와 마찬가지로 자가점유가구의 가구주 평균 연령이 임차가구의 가

구주 평균 연령에 비해 높았으나 전세가구의 평균 연령이 월세가구의 평균 연령보다 약간

높았다

다른 특성들의 주택점유형태별 분포는 두 표본 모두 유사하였다 자가점유가구 중 가구

주의 배우자가 있는 가구 비율은 전세가구나 월세가구보다 높았다 또한 자가점유가구의

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수 평균도 전세가구나 월세가구보다 높았다 따라서 표

본 가구의 인적 특성을 볼 때 가구주 연령이 높을수록 가구주의 배우자가 있는 가구일수

록 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많을수록 전세나 월세보다 자가점유를 선택할

확률이 높을 것으로 예상해 볼 수 있다

경제적 특성에 대해서 살펴보면 자가점유가구의 항상소득 평균은 전세나 월세가구의 항

상소득 평균보다 높았으며 임차가구 중 전세가구의 항상소득 평균이 월세가구의 항상소득

평균보다 높았다 순자산의 경우에는 자가점유가구의 평균이 임차가구의 평균보다 월등히

높았다 그리고 임차가구 중 전세가구의 순자산 평균이 월세가구의 순자산 평균보다 높은

것으로 나타났다 상대주거비용(자가점유비용임차비용)은 자가점유가구에서 가장 낮았으

며 월세가구 전세가구 순으로 높게 나타났다 따라서 항상소득이 높은 가구일수록 순자

산이 많은 가구일수록 상대주거비용이 낮은 가구일수록 자가점유를 선택할 가능성이 높을

것으로 예상할 수 있다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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Page 17: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 57

변수

자가점유 전세 월세 전체

평균표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차평균

표준

편차

전체가구

가구주 연령(세) 4623 829 4140 867 4269 974 4433 896

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)086 034 077 042 049 050 077 042

가구원 수(명) 162 096 126 098 100 104 141 101

항상소득(천만원) 545 160 478 126 410 099 501 151

순자산(천만원) 2797 3284 1432 1743 298 1148 1960 2826

상대주거비용 092 153 197 803 143 314 128 441

표본 수 17650 7905 6369 31924

청년가구

가구주 연령(세) 3503 318 3371 374 3236 478 3394 394

가구주 혼인상태

(배우자있음 = 1)090 030 076 043 038 049 073 045

가구원 수(명) 137 091 095 091 059 086 104 095

항상소득(천만원) 511 117 460 109 388 096 464 119

순자산(천만원) 2096 1889 1235 1258 293 639 1371 1620

상대주거비용 093 134 223 1035 129 318 147 642

표본 수 4312 3683 2438 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

lt표 2gt 주택점유형태별 설명변수 기초통계량

Ⅴ 추정 결과

1 다중로짓모형의 IIA 가정 검정

lt표 3gt은 통합자료를 이용하여 전세를 기준 주택점유형태로 하는 다중로짓모형을 추정

하여 IIA 가정을 검정한 결과이다14) IIA 가정에 대한 검정은 suest-based 하우스만 검정

법을 이용하였다 suest-based 하우스만 검정법은 전통적인 하우스만 검정법을 개선한 방

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

참고문헌

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제2호 한국주택학회 2016 pp129-154

14 정의철 ldquo주택점유형태의 동태적 결정요인에 관한 연구rdquo 985172주택연구985173 제25권 제4호 한

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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Model with Random Effectsrdquo Applied Economic Letters Vol 10 No 7 2003

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20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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 SUO 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 SVE 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 TUR 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 UKR ltFEFF04120438043a043e0440043804410442043e043204430439044204350020044604560020043f043004400430043c043504420440043800200434043b044f0020044104420432043e04400435043d043d044f00200434043e043a0443043c0435043d044204560432002000410064006f006200650020005000440046002c0020044f043a04560020043d04300439043a04400430044904350020043f045604340445043e0434044f0442044c00200434043b044f0020043204380441043e043a043e044f043a04560441043d043e0433043e0020043f0435044004350434043404400443043a043e0432043e0433043e0020043404400443043a0443002e00200020042104420432043e04400435043d045600200434043e043a0443043c0435043d0442043800200050004400460020043c043e0436043d04300020043204560434043a0440043804420438002004430020004100630072006f006200610074002004420430002000410064006f00620065002000520065006100640065007200200035002e0030002004300431043e0020043f04560437043d04560448043e04570020043204350440044104560457002egt ENU (Use these settings to create Adobe PDF documents best suited for high-quality prepress printing Created PDF documents can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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Page 18: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

58 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

법으로 하우스만 검정을 위해 측정되는 추정계수간의 차이에 대한 분산을 더 정교한 방법

으로 추정하여 검정하는 방법으로 알려져 있다15)

제외 점유형태전체가구 청년가구

값 df P-값 값 df P-값

자가점유 51557 14 000 16178 14 000

전세 20130 14 000 5006 14 000

월세 19444 14 000 6196 14 000

lt표 3gt 다중로짓모형 IIA 검정 결과

전체가구 표본을 대상으로 한 IIA 가정에 대한 검정 결과는 다음과 같이 해석된다 자가

점유 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의 추정치가 같은지에 대한 하우

스만 검정통계량은 51557로 유의수준 1에서 귀무가설(전세와 월세간의 오즈가 자가점

유와 독립적)이 기각된다 또한 전세 대안을 제외하였을 때의 추정치와 그렇지 않았을 때의

추정치가 같은지에 대한 하우스만 검정통계량은 2013로 유의수준 1에서 귀무가설(자가

점유와 월세간의 오즈가 전세와 독립적)이 기각된다 월세 대안을 제외하였을 경우에도 동

일한 방법으로 귀무가설(자가점유와 전세간의 오즈가 월세와 독립적)을 기각할 수 있다 청

년가구 표본에서도 동일한 결과를 얻었다 따라서 주택점유형태 선택 대안에 대해 IIA가

성립된다는 가설은 기각되었다

2 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구 표본)

lt표 4gt는 전체가구(가구주 연령 만 60세 미만)를 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추

정한 결과이다16) lt표 4gt에서는 기준 주택점유형태를 전세로 가정하였다 확률효과항의 통

14) 다중로짓모형 추정 결과는 부록에 제시되어 있다

15) 전통적 하우스만 검정법과 suest-based 하우스만 검정법의 차이에 대해서는 httpswwwstata

commanualsrsuestpdf를 참조할 것

16) 모형의 추정은 STATA를 이용하는 경우 GSEM과 gllamm을 이용할 수 있는데 본 연구에서는 추

정속도가 상대적으로 빠른 GSEM을 이용하였다 또한 SAS를 이용하여 동일한 모형을 추정할 수도

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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국주택학회 2017 pp181-209

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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 TUR 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 UKR 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 ENU (Use these settings to create Adobe PDF documents best suited for high-quality prepress printing Created PDF documents can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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Page 19: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 59

계적 유의성은 확률효과항 분산의 추정치에 대한 t-값을 통해 확인할 수 있다 와

추정계수에 대한 t-값은 모두 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특

성들이 자가점유 선택과 월세 선택에 모두 영향을 주는 것으로 나타났다 또한 확률효과항

사이의 공분산()에 대한 추정계수도 유의수준 1에서 유의하여 가구의 관찰되지 않

은 이질적 특성이 자가점유 선택과 월세 선택에 공통으로 영향을 준다는 것을 알 수 있다

이러한 공분산 추정계수의 통계적 유의성은 선택 대안들이 확률효과항을 통해 서로 연관성

을 가지고 있다는 것을 의미한다17) 따라서 패널자료를 이용하는 경우에는 통상적인 다중

로짓모형보다 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법이

될 것으로 판단된다

설명변수들의 영향을 살펴보면 가구주 연령이 높을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높고 전세 대비 월세 선택 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주의 배우자가 있는 가구는

그렇지 않은 가구에 비해 전세 대비 월세 선택 확률이 낮은 것으로 추정되어 배우자가 있는

가구는 월세에 비해 상대적으로 전세를 선택할 확률이 높다고 할 수 있다 그러나 가구주

혼인상태 변수의 추정계수는 자가점유와 전세 사이의 선택에서는 유의하지 않았다 한편

가구주와 배우자를 제외한 가구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이

높은 것으로 추정되었다

항상소득 순자산 주거비용 변수는 모두 유의수준 1에서 통계적으로 유의하였다 가구

의 항상소득이 높을수록 순자산이 많을수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높고 전세

대비 월세 선택 확률은 낮은 것으로 나타났다 순자산이 많을수록 초기 주택구입자금을 마

련할 가능성이 높고 항상소득이 높을수록 주택자금 대출에 대한 원리금을 원활하게 상환

할 가능성이 높기 때문에 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높을 것이다 또한 보증부월세의

보증금에 비해 동일한 주택의 전세보증금이 더 높기 때문에 순자산이 많을수록 전세보증금

에 대한 자산제약조건을 만족시킬 가능성이 높아 월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높을

것이다

있는데 추정속도가 무척 느린 단점이 있다 SAS를 이용한 모형 추정방법은 Chen and Kuo

(2001)와 Malchow-Moslashller and Svarer(2003)를 참조할 것

17) 확률효과항 사이의 상관계수는 times 로 계산된다

60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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60 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -12652 -1490 0043 005

가구주 연령 0210 2003 0056 504

가구주 혼인상태 (배우자있음=1) 0267 138 -2194 -871

가구원 수 0618 960 0063 065

log(항상소득) 2851 645 -2148 -371

순자산 0049 799 -0124 -615

상대주거비용 -0047 -322

2011년 0007 009 0285 272

2012년 -0059 -059 0562 416

2013년 -0075 -063 0740 457

2014년 -0228 -174 0863 478

2015년 -0156 -111 1138 585

2016년 -0212 -138 1336 644

2017년 -0287 -174 1651 753

44550 (t-값 = 871)

61308 (t-값 = 386)

19783 (t-값 = 788)

Log-pseudolikelihood -143117

관찰치 수(가구 수) 31924(5567)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 1 (전체가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

임차비용 대비 자가점유비용으로 측정된 상대주거비용이 높을수록 전세 대비 자가점유

선택 확률은 낮은 것으로 추정되었다 전세 대비 월세 선택 확률에 대해 상대주거비용 변수

의 추정계수가 추정되지 않은 것은 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일하다는 임대

시장 균형조건을 가정하였기 때문이다 시점 더미 변수에 대한 추정계수는 기타 설명변수

들을 통제하면 2010년을 기준으로 시간이 흐름에 따라 전세 대비 자가점유 선택 확률에는

유의한 영향은 없었으나 전세 대비 월세 선택 확률은 점차 증가하는 추세로 추정되었다

lt표 4gt는 자가점유 선택 확률과 월세 선택 확률을 전세 선택 확률에 대비하여 추정 한

결과를 보여주는 것이므로 월세 대비 자가점유 선택 확률에 대한 설명변수의 영향을 파악

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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 TUR 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 UKR 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 ENU (Use these settings to create Adobe PDF documents best suited for high-quality prepress printing Created PDF documents can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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Page 21: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 61

할 수 없다 월세를 기준 주택점유형태로 가정하여 추정한 결과는 부록에 제시되어 있

다18) 부록에서 볼 수 있는 바와 같이 확률효과항의 분산과 공분산에 대한 추정계수는 모

두 유의수준 5내에서 유의하여 가구의 관찰되지 않은 이질적 특성이 (월세 대비) 자가점

유와 전세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 확률효과항간의 상관계수는

051로 계산되어 자가점유와 전세의 확률효과항 사이의 상관성은 lt표 4gt의 자가점유와 월

세의 확률효과항 사이의 상관성(0379)보다 높았다

3 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구 표본)

lt표 5gt는 청년가구 표본을 대상으로 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과이다 전체가

구 표본과 마찬가지로 청년가구 표본에서도 확률효과항의 분산에 대한 추정계수와 공분산

에 대한 추정계수는 유의수준 1에서 유의하여 개별 가구의 이질적 특성이 자가점유와 월

세 선택에 공통으로 영향을 주는 것으로 나타났다 따라서 청년가구 표본에서도 통상적인

다중로짓모형보다 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 추정방법임을 알 수 있다

설명변수들의 추정계수 부호와 추정계수에 대한 통계적 유의성은 가구주 연령 변수를 제

외하면 전체가구 표본을 이용한 경우와 다르지 않았다 전체가구 표본과 마찬가지로 가구

주 연령이 높을수록 전세 대비 자가거주 선택 확률이 높았으나 전세 대비 월세 선택 확률에

는 가구주 연령의 추정계수가 유의하지 않았다 자가점유와 전세 사이의 선택은 가구주의

혼인상태 여부와 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았으나 가구주가 혼인상태인 가구는

월세에 비해 전세를 선택할 확률이 높은 것으로 추정되었다 가구주와 배우자를 제외한 가

구원 수가 많은 가구일수록 전세 대비 자가점유 선택 확률이 높은 것으로 추정되었으나 전

세와 월세 사이의 선택은 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수와 통계적으로 유의한 관계

를 보이지 않았다 항상소득 순자산 주거비용 추정계수는 유의수준 5내에서 유의하였으

며 예상된 부호를 보였다

한편 항상소득과 주거비용 추정계수는 전체가구에 비해 상대적으로 낮게 추정되었으며

18) 확률효과 다중로짓모형에서는 설명변수의 추정계수와 함께 확률효과항의 분산과 공분산 추정계수

가 동시에 추정되므로 부록의 월세 대비 전세 선택 확률에 대한 설명변수들의 추정계수는 lt표 4gt

의 전세 대비 월세 선택 확률에 대한 추정계수의 음(-)의 값과 동일하지 않다 그러나 통계적으로

유의한 변수들의 추정계수의 방향성은 두 추정결과에서 반대로 나타났다

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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 UKR 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Page 22: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

62 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

순자산 추정계수는 상대적으로 높게 추정되었다 항상소득 순자산 주거비용이 각 주택점

유형태 선택에 미치는 영향력은 아래의 한계효과 분석을 통해 구체적으로 살펴보기로 한다

자가점유전세 월세전세

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 -9195 -918 3096 281

가구주 연령 0139 505 -0001 -003

가구주 혼인상태(배우자 있음=1) 0174 062 -2815 -714

가구원 수 1060 973 0164 102

log(항상소득) 1484 287 -1767 -233

순자산 0075 596 -0234 -613

상대주거비용 -0033 -205

2011년 0167 125 0442 241

2012년 0177 108 0984 403

2013년 0165 085 1198 418

2014년 0019 009 1458 457

2015년 -0128 -060 1697 491

2016년 -0013 -006 2133 557

2017년 -0281 -116 2203 559

30029 (t-값 = 725)

32891 (t-값 = 274)

12995 (t-값 = 621)

Log-pseudolikelihood -57169

관찰치 수(가구 수) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt표 5gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 2 (청년가구) (기준 주택점유형태 = 전세)

4 한계효과 분석

lt표 6gt은 lt표 4gt와 lt표 5gt에 기초하여 항상소득 순자산 상대주거비용이 각 주택점유형

태 선택 확률에 미치는 한계효과를 계산한 것이다 각 변수의 한계효과는 모든 가구에 대하

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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Page 23: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 63

여 한계효과를 측정하고 그 값을 평균하여(Average Partial Effect) 계산하였다 설명변수

의 주택점유형태 선택 확률()에 대한 한계효과( )는 다음과 같이 계산된

다19)

ne

(11)

전체가구의 경우 항상소득이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 348p 증가하고

전세 선택 확률은 130p 월세 선택 확률은 217p 감소하는 것으로 계산되며 순자산

이 1천만원 높아지면 자가점유 선택 확률은 044p 높아지고 전세 선택 확률은

0006p 월세 선택 확률은 0435p 낮아진다 또한 상대주거비용이 1단위 높아지면 자

가점유 선택 확률은 023p 낮아지고 전세 선택 확률은 015p 월세 선택 확률은

008p 높아진다

항상소득 순자산 상대주거비용

전체가구

자가점유 003476 000441 -000228

전세 -001304 -000006 000150

월세 -002172 -000435 000078

청년가구

자가점유 002765 000899 -000218

전세 -000583 000230 000160

월세 -002181 -001129 000058

lt표 6gt 항상소득 순자산 상대주거비용의 한계효과

청년가구에 대한 한계효과 측정 결과를 전체가구에 대한 한계효과 측정 결과와 비교해

보면 전체가구를 대상으로 한 측정 결과에 비해 자가점유 선택 확률에 대한 항상소득의 한

계효과가 다소 작아졌으며(277p) 순자산의 한계효과는 거의 두 배 높아졌다(09p)

상대주거비용의 한계효과는 두 집단 사이에 별 차이가 없었다 즉 청년가구의 자가점유

19) 항상소득 변수의 경우 항상소득의 로그값을 추정에 이용하였으므로 항상소득 수준값의 한계효과는

항상소득 로그값의 한계효과를 항상소득의 평균으로 나누어 측정하였다 월세를 기준 주택점유형

태로 이용한 추정결과를 이용해서도 한계효과를 구할 수 있는데 lt표 6gt과 큰 차이가 없었다

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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Page 24: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

64 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

선택에는 전체가구에 비해 순자산의 영향력이 상대적으로 컸다

이러한 결과는 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라 한다면 자산제약조

건을 완화해 주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다 자산제약조건을 완화하는 방법 중

하나는 주택담보대출 비율을 높여주는 것이다 청년가구 표본 중 임차가구의 거의 절반

(4945)은 추정된 주택담보대출 비율()이 본 연구에서 가정한 최대 주택담보대출 비율

(60)을 초과하고 있다20) 이런 점을 고려하면 청년가구에 대해 최대 주택담보대출 비율

을 높여주는 것이 이들의 자가점유 선택에 긍정적인 영향을 줄 것으로 생각된다 그런데

식 (10)에서 볼 수 있는 바와 같이 주택담보대출 비율의 변화는 자가점유비용에도 영향을

준다 자가점유비용은 주택담보대출 비율 증가에 따라 감소할 수도 증가할 수도 있다 자가

점유비용 변화 방향은 주택담보대출 금리와 기타 자산 수익률과의 차이 그리고 한계소득

세율과 금융소득세율의 차이에 의존한다

상대주거비용이 자가점유 선택에 미치는 부정적 영향을 완화시킬 수 있는 방법 중 하나

는 주택담보대출 금리를 낮추어 주는 것이다 따라서 청년가구의 자가점유율을 높이기 위

해서는 청년가구의 경제적 조건을 고려하여 주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하를 적

절하게 조합할 필요가 있을 것으로 생각된다

Ⅵ 결론

우리나라에서는 임차유형이 대부분의 서구 국가와 같이 월세에 국한되지 않고 전세 보

증부월세 월세 등으로 다양하다 따라서 주택점유형태를 자가점유와 임차로 구분하는 전

통적인 분석보다는 다양한 임차유형을 반영할 수 있는 분석 방법이 요구된다 그동안 횡단

면 또는 통합자료를 이용하여 다중로짓모형을 추정함으로써 복수의 임차유형으로 구성된

우리나라의 주택점유형태 결정요인을 분석한 일부 연구들이 있었으나 다중로짓모형은 무

관한 대안에 대한 독립성(IIA)이라는 강한 가정에 기초한다는 한계를 가지고 있다 본 연구

에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별 상수항의

확률효과로 처리하고 선택 대안별 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에

20) 주택담보대출 비율() 측정에 대한 가정은 부록의 상대주거비용 측정 부분에서 상세히 설명되고 있음

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 65

내재된 IIA 가정을 완화할 수 있는 확률효과 다중로짓모형을 추정하였다

가구가 선택한 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한 월세 등 세 가지로

구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까지의 가구 자료를

통해 불균형패널 자료를 구축하여 가구주 연령 만 60세 미만인 가구(전체가구)와 청년가구

를 대상으로 실증분석을 수행하였다 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다

첫째 통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실

시한 결과 IIA 가정이 기각되었다 둘째 확률효과 다중로짓모형을 추정한 결과 확률효과항

의 분산과 확률효과항 사이의 공분산 추정계수가 모두 유의수준 5내에서 유의하였다 이

러한 결과는 개별 선택 대안간의 독립성을 가정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성

을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절한 분석 방법임을 제시하고 있다

셋째 전체가구 표본과 청년가구 표본 모두에서 항상소득 순자산 상대주거비용 변수의

추정계수는 유의하였으며 예상과 같은 부호를 보였다 그러나 청년가구의 주택점유형태

선택은 전체가구에 비해 순자산 변수에 더 민감하게 반응하였다 이러한 결과는 청년가구

의 주택점유형태 결정에 자산제약의 영향력이 전체가구에 비해 상대적으로 더 크다는 것을

의미한다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라고 한다면 주택담보대출 비

율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

본 연구에서는 전세의 주거비용과 월세의 주거비용이 동일한 주택임대시장의 균형을 가

정하여 상대주거비용을 측정하고 추정에 이용하였다 향후 전세와 월세의 주거비용을 개별

적으로 측정할 수 있는 이론적 논거와 측정방법 개발이 필요할 것이다 한편 본 연구에서는

주택점유형태 결정 요인에 대한 지역별 분석을 시도하지 않았다 가구의 사회ㆍ경제적 특

성이나 주택시장의 여건은 지역별로 다를 것이므로 표본 가구를 지역별로 구분하여 관련

변수들의 영향력의 차이를 탐색해 보는 것도 의미있는 연구가 될 것이다 또한 자료의 관찰

시점을 기간별로 구분하여 주요 변수들의 영향력이 시간에 따라 어떻게 변하였는지를 분석

해 보는 것도 흥미있는 연구 주제가 될 것이다 예를 들어 2010년 이전의 청년가구와

2010년 이후의 청년가구의 주택점유형태 결정에는 어떠한 차이가 있고 어떠한 요인들이

그러한 차이를 유발하였는지를 살펴보는 것은 청년가구의 주거문제 해결을 위한 유용한 정

책방향을 제시할 수 있을 것이다

66 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

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21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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Page 26: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

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14 정의철 ldquo주택점유형태의 동태적 결정요인에 관한 연구rdquo 985172주택연구985173 제25권 제4호 한

국주택학회 2017 pp181-209

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

15 정희주ㆍ오동훈 ldquo청년세대 1ㆍ2인 가구의 주택점유형태에 영향을 미치는 요인에 관한

연구rdquo 985172국토계획985173 제49권 제2호 대한국토ㆍ도시계획학회 2014 pp95-113

16 Chen Zhen and Lynn Kuo ldquoA Note on the Estimation of the Multinomial

Logit Model with Random Effectsrdquo The American Statistician Vol 55 No 2

2001 pp89-95

17 Gyourko Joseph and J K Han ldquoHousing Wealth Housing Finance and

Tenure in Koreardquo Regional Science and Urban Economics Vol 19 1989

pp211-234

18 Hendershott Patric and Joel Slemrod ldquoTaxes and the User Cost of Capital

for Owner-Occupied Housingrdquo AREUEA Journal Vol 10 1983 pp375-393

19 Malchow-Moslashller N and M Svarer ldquoEstimation of the Multinomial Logit

Model with Random Effectsrdquo Applied Economic Letters Vol 10 No 7 2003

pp389-392

20 Rabe-Hesketh S and A Skrondal Multilevel and Longitudinal Modeling

Using Stata Volume II Categorical Responses Counts and Survival Third

Edition Stata Press 2012

21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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 SUO 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 SVE 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 UKR 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 ENU (Use these settings to create Adobe PDF documents best suited for high-quality prepress printing Created PDF documents can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 67

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21 httpswwwstatacommanualsrsuestpdf

접 수 일 2019 03 29

심 사 일 2019 04 05

심사완료일 2019 05 22

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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 SUO 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 SVE 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 TUR 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 UKR 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 ENU (Use these settings to create Adobe PDF documents best suited for high-quality prepress printing Created PDF documents can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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Page 28: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

68 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

부록

1 항상소득 추정

가구의 항상소득은 토빗모형을 이용하여 추정하였다 종속변수는 가구 총소득(천만원)이

며 설명변수는 가구주의 성별(남성=1) 가구주의 연령 및 연령 제곱 가구주 교육수준 및

교육수준 제곱 가구 순자산 시점 더미(기준더미 2010년)와 지역 더미(기준더미 서울)를

이용하였다21) lt부록 표 1gt은 추정결과이다

추정결과를 보면 가구주가 남성인 경우 가구 총소득이 높고 가구주 연령이 높을수록 가

구 총소득은 증가하다 가구주 연령이 약 45세에 도달하면 총소득은 감소하는 것으로 추정

되었다 한편 미취학이나 무학에 비해 가구주의 학력이 높을수록 가구 순자산이 많을수록

총소득도 높은 것으로 추정되었다

설명변수 추정계수 t-값

상수항 -4686 -2680

가구주 성별 (남성=1) 0867 2614

가구주 연령 0269 4468

가구주 연령 제곱 -0003 -5129

가구주 교육수준 -0216 -643

가구주 교육수준 제곱 0103 2173

순자산(천만원) 0036 8031

2840 31559

Log Likelihood -1240891LR-stat(

) 2481782 (5478)

표본 수 50695

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미 및 지역(광역자치단체 기준) 더미를 추가하여 추정하였음

는 토빗모형의 오차항의 표준편차에 대한 추정계수 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 1gt 가구소득 추정 결과

21) 총소득은 근로소득 금융소득 부동산소득 사회보험수급액 이전소득 기타소득의 합으로 측정하였다

교육수준 측정값은 다음과 같다 1 = 미취학 2 = 무학 3 = 초등학교 4 = 중학교(고등공민학교)

5 = 고등학교 6 = 2년제 대학 전문대학 7 = 4년제 대학 8 = 대학원 석사 9 = 대학원 박사

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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ltFEFF0041006e007600e4006e00640020006400650020006800e4007200200069006e0073007400e4006c006c006e0069006e006700610072006e00610020006f006d002000640075002000760069006c006c00200073006b006100700061002000410064006f006200650020005000440046002d0064006f006b0075006d0065006e007400200073006f006d002000e400720020006c00e4006d0070006c0069006700610020006600f60072002000700072006500700072006500730073002d007500740073006b00720069006600740020006d006500640020006800f600670020006b00760061006c0069007400650074002e002000200053006b006100700061006400650020005000440046002d0064006f006b0075006d0065006e00740020006b0061006e002000f600700070006e00610073002000690020004100630072006f0062006100740020006f00630068002000410064006f00620065002000520065006100640065007200200035002e00300020006f00630068002000730065006e006100720065002egt TUR 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 UKR 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 ENU (Use these settings to create Adobe PDF documents best suited for high-quality prepress printing Created PDF documents can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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Page 29: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 69

2 상대주거비용 측정

식 (10)에서 는 자가점유가구의 경우 노동패널 설문조사에 응답한 거주주택 시가를

이용하였으며 임차가구(전세가구와 월세가구)가 거주주택을 자가점유한다고 가정하였을

때의 거주주택에 대한 매매가격은 추정해야 한다 이를 위해 자가점유가구가 거주하는 주

택의 매매가격(로그값)과 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년도)간의 관계를 헤도

닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 임차가구 거주하는 주택의

특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 임차가구가 거주하는 주택의 매매가격을 추정하

였다

임차가구의 임대료( )는 전세가구의 경우 설문조사에서 응답한 전세보증금에 한국감정

원에서 제공하는 광역자치단체별 전월세전환율을 곱하여 전환임대료로 측정하고 보증부

월세가구의 경우 보증부월세 보증금에 전월세전환율을 적용하여 환산한 임대료에 지불하

는 월세에 12를 곱한 값을 더하여 전환임대료로 측정하였으며 순수월세가구의 경우 지불

하는 월세에 12를 곱하여 측정하였다22) 그러나 자가점유가구가 거주주택을 임차한다고

가정하였을 때의 거주주택에 대한 임대료는 추정되어야 한다 이를 위해 임차가구가 거주

하는 주택에 지불하는 전환임대료(로그값)와 해당 주택의 특성 및 거주지역 관련 시점(년

도)간의 관계를 헤도닉가격모형으로 추정하여 각 특성별 추정계수를 구하고 여기에 자가

점유가구가 거주하는 주택의 특성 거주지역 거주시점(년도)을 곱하여 자가점유가구가 거

주하는 주택의 임대료를 추정하였다 주택매매가격과 임대료에 대한 추정결과는 lt부록 표

2gt에 제시되어 있다

22) 전세보증금이나 보증부월세 보증금을 월세(임대료)로 전환하는 전환이율(보증금의 기회비용)로는

시장금리와 전월세전환율을 고려할 수 있다 시장금리는 주택시장과 기타 자산시장(예 금융시장)

의 관계를 통한 보증금의 기회비용이라 할 수 있으며 전월세전환율은 임대시장내에서 보증금과

월세의 관계를 통한 보증금의 기회비용이다 관련 연구들을 살펴보면 심종원ㆍ정의철(2010)의 연

구에서는 시장금리를 보증금의 기회비용으로 사용한 바 있으나 최근의 많은 연구들(예를 들면 정

의철 2017 김성용ㆍ조주현 2017 정보선 외 2018)은 전월세전환율을 사용하고 있다 본 연구

는 주택임대시장의 균형상태를 가정하므로 보증금의 기회비용으로 전월세전환율을 이용하였다

70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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70 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

설명변수log(주택매매가격) log(전환임대료)

추정계수 t-값 추정계수 t-값

상수항 9322 62847 5555 28516

주택면적 0017 10028 0040 7302

주택유형 (단독=1) 0121 1075 -0328 -2284

주택유형 (아파트=1) 0578 5734 0102 817

주택유형 (상가주택=1) 0491 2090 0061 240

지역 더미 (부산=1) -0784 -5521 -0532 -2549

지역 더미 (대구=1) -0786 -4747 -0496 -1876

지역 더미 (대전=1) -0801 -3706 -0363 -1183

지역 더미 (인천=1) -0578 -3798 -0281 -1195

지역 더미 (광주=1) -0958 -4608 -0703 -1991

지역 더미 (울산=1) -0587 -2818 -0088 -247

지역 더미 (경기=1) -0362 -3282 -0175 -1269

지역 더미 (강원=1) -1314 -6664 -0681 -2027

지역 더미 (충북=1) -1221 -6691 -0556 -1686

지역 더미 (충남=1) -1149 -6711 -0502 -1793

지역 더미 (전북=1) -1345 -7667 -0693 -1971

지역 더미 (전남=1) -1524 -8917 -0827 -2526

지역 더미 (경북=1) -1279 -8257 -0515 -1920

지역 더미 (경남=1) -0873 -6162 -0336 -1427

0569 0375

표본 수 32259 18424

주 제시된 설명변수 이외에 시점(연도) 더미를 추가하여 추정하였음 p lt 001 p lt 005 p lt 01

lt부록 표 2gt 주택매매가격 및 전환 임대료 추정결과

식 (10)에서 제시된 자가점유비용( )을 우리나라 소득세 제도에 맞게 측정하기 위해서

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제 구조를 구체적으로 고려할 필요가 있다 를

변환하면

(A-1)

식 (A-1)의 마지막 항 는 주택자금대출에 대한 이자비용이 과세대상소득에서

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

ltlt ASCII85EncodePages false AllowTransparency false AutoPositionEPSFiles true AutoRotatePages None Binding Left CalGrayProfile (Dot Gain 20) CalRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CalCMYKProfile (US Web Coated 050SWOP051 v2) sRGBProfile (sRGB IEC61966-21) CannotEmbedFontPolicy Error CompatibilityLevel 14 CompressObjects Tags CompressPages true ConvertImagesToIndexed true PassThroughJPEGImages true CreateJobTicket false DefaultRenderingIntent Default DetectBlends true DetectCurves 00000 ColorConversionStrategy CMYK DoThumbnails false EmbedAllFonts true EmbedOpenType false ParseICCProfilesInComments true EmbedJobOptions true DSCReportingLevel 0 EmitDSCWarnings false EndPage -1 ImageMemory 1048576 LockDistillerParams false MaxSubsetPct 100 Optimize true OPM 1 ParseDSCComments true ParseDSCCommentsForDocInfo true PreserveCopyPage true PreserveDICMYKValues true PreserveEPSInfo true PreserveFlatness true PreserveHalftoneInfo false PreserveOPIComments true PreserveOverprintSettings true StartPage 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 TUR 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 UKR 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 ENU (Use these settings to create Adobe PDF documents best suited for high-quality prepress printing Created PDF documents can be opened with Acrobat and Adobe Reader 50 and later) gtgt Namespace [ (Adobe) (Common) (10) ] OtherNamespaces [ ltlt AsReaderSpreads false CropImagesToFrames true ErrorControl WarnAndContinue FlattenerIgnoreSpreadOverrides false IncludeGuidesGrids false IncludeNonPrinting false IncludeSlug false Namespace [ (Adobe) (InDesign) (40) ] OmitPlacedBitmaps false OmitPlacedEPS false OmitPlacedPDF false SimulateOverprint Legacy gtgt ltlt AddBleedMarks false AddColorBars false AddCropMarks false AddPageInfo false AddRegMarks false ConvertColors ConvertToCMYK DestinationProfileName () DestinationProfileSelector DocumentCMYK Downsample16BitImages true FlattenerPreset ltlt PresetSelector MediumResolution gtgt FormElements false GenerateStructure false IncludeBookmarks false IncludeHyperlinks false IncludeInteractive false IncludeLayers false IncludeProfiles false MultimediaHandling UseObjectSettings Namespace [ (Adobe) (CreativeSuite) (20) ] PDFXOutputIntentProfileSelector DocumentCMYK 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Page 31: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 71

공제되면서 얻을 수 있는 소득세 절감분이다 우리나라의 경우(소득세법 52조) 주택자금대

출 이자비용에 대한 소득공제는 근로소득자에 대해서만 적용되며 구입한 주택에 대한 기준

시가와 주택면적이 일정수준 이하여야 한다 이 경우 소득공제금액은 주택자금대출 조건에

따라 다양하게 적용된다 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 기준시가는

2013년까지는 3억원이었으며 2014년 이후 2018년까지는 4억원이었다 또한 가구가 구

입하는 주택이 국민주택규모 이하에 대해서만 소득공제가 적용되며 대출기간 대출형태(고

정금리 거치식 등)에 따라서 최대 공제액이 차등화된다 최대 공제액은 2014년까지 1500

만원이었으며 2015년부터는 1800만원이다

이러한 조건을 반영하면 위 식을 변환하면

min

(A-2)

식 (A-2)에서 는 최대 소득공제액으로 가구가 어떠한 대출조건으로 주택을 구입

하는지 알기 어렵기 때문에 연도별 최대 공제액을 적용하였다 는 ① 가구가 근로소득

이 있으며 ② 해당 거주주택의 주택면적이 34평 이하(국민주택규모 이하)이며 ③ 자가점

유가구의 경우 설문조사에서 응답한 주택매매가격 임차가구의 경우 추정된 주택매매가격

의 80로 가정한 기준시가가 연도별로 적용되는 최대금액(2013년까지는 3억원 2014년

이후 4억원) 이하인 조건이 모두 만족되면 1 아니면 0의 값을 적용하였다23)

는 주택자금대출 이자비용에 대한 소득공제가 적용되는 소득구간의 소득세율(한계소

득세율)이다 한국노동패널에서는 주택자금대출 이자비용 소득공제액을 측정할 수 있는 설

문항목이 없기 때문에 각 가구별로 한계소득세율을 측정할 수 없다 따라서 한국조세재정

연구원에서 실시하는 재정패널 4차년도(2011년)에서 9차년도(2016년) 개인조사 자료 중

23) 한국노동패널조사에서는 거주주택의 면적을 평으로 측정하고 있다 아파트의 경우 분양평수로 응

답하도록 하고 있는 점을 고려하면 측정된 주택면적은 전용면적보다는 사용면적일 가능성이 높다

또한 본 연구에서 사용한 전체가구 표본 중 30평대 아파트 거주 가구의 경우 아파트 면적이

32~34평인 비율이 상대적으로 높았다 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 거주주택의 면적이

34평 이하인 주택을 국민주택규모 이하 주택으로 가정하였다

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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Page 32: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

72 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

주택자금대출 이자비용 소득공제를 받은 근로자의 소득공제 받기 전의 총소득과 소득공제

받은 후의 총소득을 구하고 상ㆍ하위 5를 제외한 나머지 90의 근로자의 한계소득세율

을 측정해 보았다 측정결과 한계소득세율은 15와 24 구간이었다 본 연구에서는 그

평균인 20를 한계소득세율로 가정하였다

는 가구 가 의 매매가격을 가지고 있는 주택을 구입할 때 이에 대한 대출금 비율이

다 본 연구에서는 를 가구 가 보유하는 순자산을 주택구입에 이용한다고 가정하고 주택

매매가격(또는 추정치)순자산의 비율로 측정하였으며 그 최대 비율을 60로 설정하였다

의 최대값은 시기별 지역별 금융업권별로 주택자금대출규제 정책에 따라 다르게 나타나

지만 이를 개별 가구별로 구체적으로 파악하기 어려워 일괄적으로 60로 가정하였다 이

현진ㆍ이용만(2017)은 에 대한 가정에 따라 주택점유형태 선택(자가거주 임차) 결과가

큰 차이를 보이지 않았음을 제시하고 있다

는 거주주택에 대한 보유세 실효세율로 박상수 외(2014)의 연구 결과에서는 2010년

(012) 이후 증가 추세를 보여 2012년 013로 측정하고 있다 한편 한국조세재정연구

원의 재정패널 4차년도(2011년)부터 10차년도(2017년)까지의 가구조사 자료를 이용하여

거주주택의 시가 대비 재산세 연간 고지금액의 비율을 측정한 결과 평균 011로 나타났

다 그러나 재정패널에서는 거주주택 시가가 측정되는 시점과 재산세가 산정되는 시점사이

에는 1년의 시차가 존재한다 이러한 결과들을 종합적으로 반영하여 본 연구에서는 보유세

실효세율을 015로 가정하였다 는 년도 한국은행의 신규대출액 기준 주택담보대출

금리 는 년도 한국은행의 3년 만기 회사채수익률(AA-등급)을 이용하였다 는

154를 적용하였고 감가상각 및 유지관리비율()은 25로 가정하였다 주택매매가격 예

상 상승률( )은 KB국민은행의 광역자치단체별 주택매매가격지수를 이용하여 과거 1년간

상승률로 가정하여 각 가구가 거주하는 지역(광역자치단체)별로 적용하였다

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 73

3 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

자가점유

전세

월세

전세

자가점유

월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -2465 0283 -2747 -2242 0642 -2884

가구주 연령 0052 0023 0029 0028 0035 -0007

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)0179 -0666 0845 0300 -0997 1297

가구원 수 0193 -0025 0218 0356 -0010 0366

log(항상소득) 0108 -0211 0319 0110 -0520 0630

순자산 0030 -0130 0160 0040 -0198 0238

상대주거비용 -0181 -0181 -0099 -0099

2011년 -0078 0143 -0221 0021 0182 -0161

2012년 0014 0202 -0188 0122 0314 -0191

2013년 0127 0232 -0105 0143 0320 -0177

2014년 0027 0308 -0281 0092 0440 -0348

2015년 -0041 0444 -0485 0059 0570 -0511

2016년 0000 0542 -0542 0104 0739 -0635

2017년 0082 0672 -0591 0038 0777 -0739

Log-Pseudo-

likelihood-248370 -85225

관찰치 수 31924 10433

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 3gt 다중로짓모형 추정 결과

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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Page 34: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

74 住宅硏究 제 27 권 제 3 호

4 확률효과 다중로짓모형 추정 결과

전체가구 청년가구

자가점유월세 전세월세 자가점유월세 전세월세

추정계수 추정계수 추정계수 추정계수

상수항 -11491 -1252 -10540 -2629

가구주 연령 0115 -0082 0091 -0030

가구주 혼인상태

(배우자 있음=1)2360 2284 2662 2642

가구원 수 0549 -0052 0820 -0220

log(항상소득) 3955 1872 2743 1563

순자산 0175 0124 0293 0222

상대주거비용 -0047 -0031

2011년 -0231 -0283 -0164 -0415

2012년 -0485 -0529 -0568 -0884

2013년 -0610 -0685 -0709 -1061

2014년 -0823 -0786 -1035 -1284

2015년 -0971 -1050 -1331 -1481

2016년 -1155 -1229 -1555 -1878

2017년 -1474 -1510 -1814 -1905

45040 25823

47608 24289

23604 10120

Log-Pseudolikelihood -143253 -57255

관찰치 수(가구 수) 31924(5567) 10433(2510)

주 가구원 수는 가구주와 배우자를 제외한 가구원 수임

t-값은 강건표준오차(robust standard error)를 이용하여 계산한 것임

p lt 01 p lt 005 p lt 001

lt부록 표 4gt 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 (기준 주택점유형태 = 월세)

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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HRV (Za stvaranje Adobe PDF dokumenata najpogodnijih za visokokvalitetni ispis prije tiskanja koristite ove postavke Stvoreni PDF dokumenti mogu se otvoriti Acrobat i Adobe Reader 50 i kasnijim verzijama) HUN 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Page 35: 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 · 2019-08-31 · 패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 45 국토연구원의

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석 75

국문요약

패널자료를 이용한 가구의 주택점유형태 결정요인 분석

본 연구에서는 패널자료를 이용하여 가구의 관찰되지 않는 이질적 특성을 선택 대안별

상수항의 확률효과로 처리하고 확률효과항간의 상관성을 보장함으로써 다중로짓모형에 내

재된 IIA 가정을 완화하는 확률효과 다중로짓모형을 이용하여 가구의 주택점유형태 결정요

인을 분석하였다 가구가 선택하는 주택점유형태를 자가점유 전세 보증부월세를 포함한

월세 등 세 가지로 구분하고 한국노동패널 13차 년도(2010년)부터 20차 년도(2017년)까

지의 가구자료를 통해 가구주 연령이 만 60세 미만인 가구와 청년가구를 대상으로 모형을

추정하였다

통합자료를 이용한 통상적인 다중로짓모형 추정 결과에 대해 하우스만 검정을 실시한 결

과 IIA 가정이 기각되었으며 확률효과 다중로짓모형 추정 결과 확률효과항의 분산과 공분

산 추정계수가 유의수준 5내에서 유의하였다 이러한 결과는 선택 대안간의 독립성을 가

정한 다중로짓모형보다 선택 대안간의 상관성을 고려한 확률효과 다중로짓모형이 더 적절

한 분석 방법임을 제시한다 확률효과 다중로짓모형 추정 결과에 기초한 한계효과 분석 결

과에 따르면 청년가구의 주택점유형태 선택은 가구주 연령 만 60세 미만인 가구에 비해

순자산에 더 민감하게 반응하였다 청년가구의 자가점유율을 높이는 것이 정책목적이라면

주택담보대출 비율 증대와 대출금리 인하의 적절한 정책조합이 유용할 수 있을 것이다

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