주거비부담과 주거불만족이 노인 주거행동에 미치는 영향 분석:

생애주기가설(life-cycle hypothesis)은 가계의 생애주기에 걸쳐 발생하는 저축 또는 투자와 소비행위를 설명하는 중요한 이론으로 활용되고 있다. 가설에 의하면 가계는 생애주기의 각 단계에서 발생하는 소득과 소비의 불균형을 극복하고 전 생애주기에 걸쳐 동일한 수준의 소비효용을 제공받고자 저축 또는 차입 행동을 한다는 것이다(권건우·진창하, 2016; 심영, 2015). 즉, 가계는 생애 초년기 소비가 소득을 초과하는 경우 차입을 통해 소비효용을 만족시키고, 장년기 소득이 소비를 초과하는 경우 차입 비용을 갚으며, 노년기 퇴직 후 소득이 없는 경우 저축을 사용하게 된다는 것이다.

이러한 생애주기가설은 가계의 주거 행동을 이해하기 위한 이론적 틀로 많이 활용되고 있다. 특히, 많은 학자들은 생애주기가설을 활용하여 노년층 “퇴직”과 “건강 악화 및 장애”의 관점에서 노인주거 행동을 설명하고 있다. 즉, 노년기 퇴직 후 소득이 없어짐에 따라 주거비용, 의료비용, 생활비 등에 대한 경제적 부담을 느끼기 시작한다는 것이다. 특히, 주거비부담은 노인인구의 자가 소유(저축)를 포기하게 만들고, 주택소비를 통해 전·월세 이주 또는 다운사이징을 하게 된다는 것이다. 실제, 많은 학자들이 실증분석 결과를 통해 위와 같은 이론적 배경을 지지하고 있다. VanderHart(1998)는 퇴직이 주택자산을 소비하기 위한 갈망에 양(+)의 영향을 미친다고 하였다. Painter and Lee(2009)도 퇴직한 노인은 주택소비를 통해 전월세 또는 다운사이징을 하는 경향을 보인다고 하였다. 비슷하게, Bian(2016)은 퇴직 노인은 모든 종류(적은 방 개수, 단독주택에서 다가구·다세대주택, 저렴한 주택)에 대해 다운사이징을 하려는 경향을 보인다고 하였다.

아울러, 노년기 건강 상태가 좋지 못할 경우, 노인인구는 자가 소유보다는 전·월세 또는 요양시설에서 얻게 되는 소비효용이 더 크다는 것이다. 특히, 살던 곳에서 노후 맞이하기(AIP)를 위해 자가에서 거주하기를 원하지만, 현 주택이 유니버셜디자인 등을 통해 장애 노인의 일상생활 속 니즈를 만족시킬 수 없다면 주거만족도는 크게 떨어질 것이다. 이러한 이론적 배경에 대해 많은 학자들이 실증분석 결과를 제시하고 있다. VanderHart (1998)는 노년층 신체적 제약은 전·월세 또는 시설에서 얻는 효용을 증가시킨다고 주장하였다. 또한, Sabia(2008)는 일을 못 할 정도의 건강 악화는 노인인구가 자가 소유를 포기하는 확률을 증가시킨다고 하였다. Painter and Lee(2009)와 Shan(2010)도 일관된 실증분석 결과를 제시하였다. 즉, 장애와 최근 병원 입원을 경험한 노인인구는 자가 소유를 포기하고, 주택소비를 할 가능성을 증가시켰다.

과거 학자들에 의해 노인인구의 주거비부담 관련 연구가 꾸준히 진행되어왔다. 대부분의 연구가 주거실태조사 또는 노인실태조사 자료를 활용하였고, 로지스틱 회귀분석을 통해 실증 분석하였다. 먼저, 권연화·최열(2015)은 2010년 주거실태조사를 활용하여 전국 총 6,780개의 노인가구를 대상으로 가구 구성과 주택점유 형태에 따른 주거비부담 능력을 실증적으로 분석하였다. 소득에서 차지하는 주거비 비율(rent to income ratio, RIR)이 30% 이하라면 주거비부담이 적절한 가구, 30~50% 이하라면 주거비부담이 과도한 가구, 50% 초과라면 주거비부담이 심각한 가구로 정의하였다. 주거비부담 능력을 종속변수로 하는 순서형 로지스틱 회귀분석 결과로 자가 독거노인 가구, 자가 노인 부부 가구, 자가 노인 포함 가구 모두에서 소득이 낮고, 거주기간이 짧고, 거주지가 서울지역이고, 주거 사용면적이 넓다면 주거비부담을 느낄 확률이 높았으며, 그 중, 서울지역의 거주가 모두 가장 큰 영향을 미쳤다.

권연화·최열(2020)은 2017년 주거실태조사를 사용하여 그들의 과거 연구를 업데이트하였다. 다만, 전국이 아닌 부산지역만을 대상으로 고려했다는 점에서 차이점이 존재한다. 소득 대비 주거비용(RIR)에 따른 주거비부담정도(적절한 주거비부담, 과도한 주거비부담, 심각한 주거비부담)를 종속변수로 하는 순서형 로지스틱 회귀분석을 통해 주거비부담을 유발하는 요인을 실증 분석하였다. 결과로, 1인 가구일수록 주거비부담이 심해질 가능성이 증가하여 노인가구는 2.87배만큼 증가하였다. 이는 1인 가구의 소득이 여러 명으로 구성된 가구에 비해 소득이 낮기에 소득 대비 주거비지출 비율이 높아진 것으로 볼 수 있다. 또한, 경제활동을 하지 않을수록 노인가구의 주거비부담이 가중될 확률도 5.88배 높아졌는데, 이는 경제활동을 하지 않을 시 소득 불충분으로 소비를 할 수 없기 때문으로 추측할 수 있다. 대중교통 접근성에 만족할수록 노인가구의 주거비부담이 가중될 확률도 1.43배 증가하였는데, 이는 노인가구에게 대중교통 사용의 편리함은 매우 중요한 요소이기에 높은 임대료를 지불하더라도 접근성이 높은 주택에 거주할 의사가 있음을 말해준다. 또한, 슈바베지수(가구의 소비지출에서 주거비가 차지하는 비율)에 따른 주거비부담정도(25%를 초과하면 주거 빈곤)를 종속변수로 하는 이항로짓모형 결과로, 1인 가구일수록 주거비부담이 심해질 가능성이 증가하여 노인가구는 3.08배만큼 증가하였다. 경제활동을 하지 않을수록 노인가구가 주거 빈곤에 빠질 가능성은 3.45배 증가하였다. 장애인 가구도 연령의 증가와 함께 주거 빈곤에 빠질 가능성이 1.04배 높아졌다. 대중교통 접근성에 만족할수록 노인가구가 주거 빈곤에 속할 가능성은 1.39배 증가하였다.

최근 허경재·민혁기(2021)는 2017~2019년 주거실태조사 자료를 이용하여 수도권의 주택가격이 주택선택에 미치는 영향을 다항 로지스틱 회귀분석을 통해 실증 분석하였다. 주거비부담 변수인 가구소득 대비 주택가격 비율(price to income ratio, PIR)을 임의로 감소(1.0 PIR → 0.7 PIR) 시켰을 경우의 주거선택 변화를 추정하여 주거비부담 완화효과를 측정하였다. 분석 결과는 소형 주택의 감소율이 높지만 1인 노년 가구에서는 소형 주택 감소율이 상대적으로 낮게 나타났다. 즉, 주거비부담 완화에도 불구하고 혼자 거주하는 가구로 인한 소형 규모에 대한 수요가 존재함을 의미한다. 1인 중년 및 노년가구의 경우 각각 중소형·중형규모의 다세대 주택, 중·대형규모의 아파트로 이동하는 경우가 1인 청년가구에 비해 상대적으로 많이 나타났다. 이는 자산의 증가 또는 가족 방문 등을 위한 여유 공간이 청년가구와 달리 필요하기 때문으로 사료된다. 또한, 주택유형에 대해 집값이 하락할 때 넓은 규모의 공동주택을 선호하는 경향이 나타났으나 가구 유형에 따라 차이를 보이기도 하였다.

이정훈·박진백(2018)은 또 다른 자료인 한국보건사회연구원이 조사한 2014년 노인실태조사를 바탕으로 지역별 고령층의 주거비부담 결정요인을 실증적으로 분석한다. 개인이 느끼는 주거비부담 여부를 종속변수로 하는 로지스틱 회귀분석 결과로 수도권 전체에 대해 자가 거주자보단 월세 거주자가 주거비부담을 크게 느끼는 것(+0.840, p<0.01)으로 분석되었으나, 전세 거주자는 자가 거주자에 비해 주거비부담을 적게 느끼는 것(‒0.359, p<0.01)으로 분석되었다. 전세를 통한 다운사이징을 선택할 경우 자가 매매 후 재원 확보가 가능하기에 상대적으로 주거비부담을 적게 느낄 수 있기 때문이다. 이와 같은 주거점유 형태에 따른 주거비부담은 수도권의 도시 지역과 비도시 지역에서 거의 유사한 것으로 분석되었다. 그 외 변수로 수도권 전체에서 가구소득이 낮을수록 주거비부담이 높았고(+0.427, p<0.01), 성별에 따른 차이는 확인할 수 없었으나 나이가 증가할수록 주거비부담의 차이는 미비(‒0.01, p<0.10)하지만 존재하였다.

위와 같은 선행 연구는 주거비부담을 나타내는 RIR 또는 PIR을 종속변수로 설정, 인구학적, 경제학적, 주택 특성 등의 독립변수가 미치는 영향을 실증 분석하였다. 모든 연구에서 일관되게 “퇴직”과 직접적 연관이 있는 소득의 감소가 주거비부담에 주요 요인이라고 제시하고 있다. 특히, 1인 노인가구의 경우에 그 정도는 더욱 심화되었다. 아울러, 퇴직 후 소득이 줄어들며, 노인인구는 주택소비를 통해 소형 주택(다운사이징)을 선택한다는 결과를 제시하고 있다.

과거 학자들은 노인인구의 물리적 주거환경을 통한 주거만족도가 살던 곳에서 노후 맞이하기(AIP)에 미치는 영향에 대해 지속적인 연구를 진행해왔다. 대부분의 연구가 주거실태조사 자료를 활용하였고, 로지스틱 회귀분석을 통해 실증 분석하였다. 먼저, 남궁미 외(2017)는 2012년 주거실태조사를 이용하여 노인들을 연령에 따라 장년가구(55~64세), 전기 노인가구(65~74세), 후기 노인가구(75세 이상)로 세분화한 후 전반적인 주거만족도에 영향을 미치는 요소들을 분석한다. 주거만족도(매우 불만족, 약간 불만족, 대체로 만족, 매우 만족)를 종속변수로 활용한 순서형 로지스틱 회귀분석 결과로 모든 인구 코호트에서 인구통계학적 변수, 주택 변수에서 통계적으로 유의미한 수치를 도출하지는 못하였다. 하지만 대부분의 주거환경 변수에 대해서 통계적 유의성과 함께 주거만족도에 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히, 주변 자연환경(+3.730, p<0.01), 미취학 자녀 보육 적합(+2.117, p<0.01), 방범 상태(+2.068, p<0.01), 의료시설 근접(+2.043, p<0.01) 등이 매우 중요한 변수로 나타났다.

김병석·이동성(2021)은 최근 자료인 2019년 주거실태조사를 이용해 노인 1인가구의 주거특성 요인이 주거만족도에 미치는 영향을 분석하였다. 주거만족도(매우 불만족, 약간 불만족, 대체로 만족, 매우 만족)를 종속변수로 활용한 순서형 로지스틱 회귀분석 결과로 주택유형의 경우 참조변수로 설정한 아파트에 거주하고 있는 노인가구에 비해 단독주택에 거주하고 있는 노인가구일수록 주거만족도가 낮게 나타났다(‒0.496, p<0.01). 이러한 결과는 노인가구의 경우 상대적으로 편의시설 이용 등이 유리한 주거환경이 조성된 아파트를 선호하기 때문으로 예측된다. 또한, 주택전용면적이 증가할수록 주거만족도가 높아지는 것으로 나타났고(+0.007, p<0.05), 수도권에 거주하는 노인 1인가구는 비수도권에 거주하는 노인 1인가구보다 주거 만족도가 낮았다(‒0.276, p<0.05). 마지막으로 근린·환경특성 변수의 경우 방범 상태, 대중교통 접근용이성, 의료시설 접근용이성 등이 노인 1인가구의 주거만족도에 큰 영향을 미쳤다.

비슷하게, 김현경·이성원(2022)은 2019년 주거실태조사를 활용해 노인가구의 주거만족도 결정요인을 분석하였다. 다만, 중년남성 1인에 초점을 두고, 2,476가구를 대상으로 객관적·주관적 주택 및 근린환경 특성 요소와 주거만족도 간의 관계를 분석하였다. 객관적 주택특성 변수 중 주거유형에 대해 중년남성 1인가구는 아파트에 거주할 때 상대적 만족도가 가장 높은 것(+0.064, p<0.05)으로 나타났다. 주거 설비와 관련된 변수 중에선 주방(+0.101, p<0.05), 욕실(+0.097, p<0.01), 그리고 난방 시설(+0.034, p<0.10)이 중년남성 1인가구의 주거만족도에 영향을 주는 변수로 나타났다. 주관적 주택특성 변수 중 주택구조 안정성(+0.129, p<0.01), 방화(+0.091, p<0.01), 위생(+0.053, p<0.05), 환기(+0.051, p<0.05), 방수(+0.042, p<0.10), 채광(+0.037, p<0.10) 순서로 주거만족도에 큰 영향을 주는 것으로 나타났다. 아울러, 근린환경 특성에서 상업시설, 의료시설, 공공시설, 문화시설, 도시공원 및 녹지 접근성 변수들도 주거만족도를 유의미한 수준에서 높여준다고 나타났다.

하지만, 최순희 외(2016)는 주거실태조사가 아닌 2015년 한림대학교 고령사회연구소에서 추진한 조사 자료(서울 영등포구와 춘천시에 거주하는 65세 이상 노인 1,500명)를 활용하였다. 특히, 도시와 농촌 지역에서 주거환경이 노인의 삶의 만족에 미치는 영향을 분석한다. 노인의 삶의 만족을 나타내는 7점의 리커트 척도를 종속변수로 활용한 다중 회귀분석 결과로 이웃관계 만족(+0.138, p<0.01), 주택 만족(+0.152, p<0.01), 주거 애착(+0.143, p<0.01)이 노인의 삶의 만족에 큰 영향을 미치는 요인이었다. 아울러, 물리적 환경 만족(‒0.135, p<0.01), 사용하는 방 수(+0.107, p<0.01), 주거 정체성(+0.070, p<0.05)이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 하지만, 도시와 농촌 지역에서 동시에 양(+)의 효과를 나타내며 통계적 유의성을 보여준 것은 이웃 관계 만족과 주거 애착뿐이었다. 위와 같은 선행 연구는 주거만족도를 나타내는 순서형자료(매우 불만족, 약간 불만족, 대체로 만족, 매우 만족)를 종속변수로 설정, 주택 및 근린환경 특성 등의 독립변수가 미치는 영향을 실증 분석하였다. 모든 연구에서 “건강 악화 및 장애”에 직접적 연관이 의료시설 접근용이성을 주요 요인으로 제시하고 있다. 또한, 일부 연구에서는 주택 내 시설(주방, 욕실 등)이 주거만족도에 큰 영향을 미친다고 제시하고 있다.

첫 번째 연구 질문은 주요 변수인 주거비부담(주거관리비부담, 주택대출부담), 주거불만족(주택불만족, 주거환경불만족)이 주거 이동 여부에 미치는 영향을 분석한다. 주거비부담과 주거불만족에 관련된 다양한 변수들을 활용하며 실질적으로 어떠한 변수가 노인 자가보유자의 주거 이동(시도 내 이동, 시도 간 이동) 계획에 영향을 미치며 그 정도가 어느 정도인지를 분석한다. 본 연구에서 시도 내 이동은 대구, 경북 내에서의 이동을 의미하며, 시도 간 이동은 대구, 경북 간의 이동을 의미한다. 본 연구는 연구가설 1로 “주거비부담과 주거불만족 시 살던 곳에서 노후 맞이하기(AIP)에 부정적인 영향을 미치며, 주거 이동 계획에 양(+)의 효과를 미칠 것”으로 예상한다.

두 번째 연구 질문에서는 노인 자가소유자가 주거 이동을 계획할 경우, 다음 과정인 주거점유 형태 선택에 미치는 영향에 대해 알아본다. 즉, 위와 같은 주거비부담과 주거불만족 관련 변수가 주거점유 형태 선택에 어떠한 영향을 미치는지 분석한다. 특히, (1) 자가, (2) 비자가와의 상관관계에 대해 분석한다. 본 연구는 연구가설 2로 “주거비부담과 주거불만족 시 살던 곳에서 노후 맞이하기(AIP)에 부정적인 영향을 미치며, 주택소비를 통해 비자가 선택에 양(+)의 효과를 미칠 것”으로 예상한다.

세 번째 연구 질문에서는 노인 자가소유자가 주거 이동을 계획할 경우, 어떠한 주택유형을 선택하는지에 대해 알아본다. 즉, 주거비부담과 주거불만족 관련 변수가 주택유형 선택에 어떠한 영향을 미치는지 분석한다. 특히, (1) 아파트, (2) 비아파트와의 상관관계에 대해 분석한다. 본 연구는 연구가설 3으로 “주거비부담 시 살던 곳에서 노후 맞이하기(AIP)에 부정적인 영향을 미치며, 주택소비를 통해 비아파트 선택에 양(+)의 효과를 미칠 것”으로 예상한다. 즉, 아파트보다는 상대적으로 저렴한 비아파트로의 이동에 양(+)의 영향을 예측한다. 또한, “주택불만족 시 살던 곳에서 노후 맞이하기(AIP)에 부정적인 영향을 미치며, 주택소비를 통해 비아파트 선택에 양(+)의 효과를 미칠 것”으로 예상한다. 즉, 요양시설 등으로의 이동에 양(+)의 영향을 예상한다.

<표 2>는 주거 이동 예정 여부에 따른 기술통계 결과이다. 인구적 특성 관련하여 이동 예정 집단의 평균 나이는 비이동 예정 집단보다 낮음을 알 수 있다. 이동 예정 집단의 남성 가구주 비중은 비이동 예정 집단보다 상대적으로 높은 것으로 확인되었다. 비슷하게 4년제 대학 이상을 졸업한 가구주 비중이 이동 예정 집단에서 더 높음을 확인할 수 있다.

하지만 비이동 예정 집단에서 은퇴, 독거노인, 장애를 가진 가구주의 비중이 더 높음을 확인할 수 있다. 경제적 특성 관련하여 이동 예정 집단에서 소득, 주택자산, 부채가 모두 높았으며, 주택담보대출 소유 비중도 높음을 확인할 수 있다. 반면, 비이동 예정 집단에서 주택 외 순자산이 높음을 알 수 있다. 주거관리비부담을 느끼는 가구의 비중은 비이동 예정 집단에서 더 높은 것으로 나타났으나, 주택대출부담을 느끼는 가구의 비중은 이동 예정 집단에서 더 높은 것으로 나타났다. 주택 특성 관련하여 이동 예정 집단에서 아파트와 다세대, 다가구 거주 비중이 더 높은 것으로 나타났고, 비이동 예정 집단에서 단독주택 거주 비중이 더 높은 것으로 나타났다. 또한, 이동 예정 집단에서 주택면적이 더 높게 나타났다. 주택불만족을 느끼는 가구의 비중은 이동 예정 집단에서 더 높았지만, 주거환경불만족을 느끼는 가구의 비중은 비이동 예정 집단에서 더 높음을 확인할 수 있다.

<표 3>은 주거 이동 예정 시 선택하게 될 주거점유 형태와 주택유형에 따른 기술통계 결과이다. 인구적 특성 관련하여 자가 선택 예정인 집단은 비자가 선택 예정인 집단보다 평균 나이가 적으나, 남성과 4년제 대학 이상 졸업한 가구주 비중이 더 높음을 알 수 있다. 반면, 비자가 선택 예정인 집단에서 은퇴, 독거노인, 장애를 가진 가구주의 비중이 더 높게 나타나고 있다. 아울러, 아파트 선택 예정인 집단에서 평균 나이가 적고, 은퇴와 장애를 가진 가구주의 비중이 더 낮음을 알 수 있다. 하지만, 아파트 선택 예정인 집단에서 남성, 4년제 대학 이상 졸업, 독거노인의 가구주 비중은 더 높게 나타났다. 경제적 특성 관련하여 자가 선택 예정인 집단에서 소득, 주택자산, 부채, 주택 외 순자산이 모두 더 높았으나, 주택담보대출 소유 비중은 비자가 선택 예정 집단에서 높았다. 비슷하게, 비자가 선택 예정인 집단에서 주거관리비부담과 주택대출부담을 느끼는 가구의 비중은 더 높게 나타났다. 또한, 아파트 선택 예정인 집단에서 소득, 주택자산, 부채, 주택 외 순자산, 주택담보대출 소유 비중까지 모두 더 높음을 확인할 수 있다. 하지만 비아파트 선택 예정인 집단에서 주거관리비부담와 주택대출부담을 느끼는 가구의 비중이 더 높은 것으로 나타났다. 마지막으로 주택 특성 관련하여 자가 선택 예정인 집단에서 다세대/다가구 거주자 비중이 높았고, 비자가 선택 예정인 집단에서 아파트와 단독주택 거주자 비중이 높게 나타났다. 아울러, 주택면적은 자가 선택 예정 집단에서 더 높았으며, 비자가 선택 예정인 집단에서 주택불만족, 주거환경불만족을 느끼는 가구의 비중이 더 높게 나타났다. 또한, 아파트 선택 예정 집단에서 아파트 거주가 비중이 높게 나타났다. 주택면적은 아파트 선택 예정 집단에서 더 높게 나타났고, 비아파트 선택 예정인 집단에서 주택불만족, 주거환경불만족을 느끼는 가구의 비중이 더 높게 나타났다.

<표 4>는 주요 변수가 주거 이동에 미치는 영향 분석 결과이다. 먼저, 인구적 특성에 대해 가구주 연령이 증가할수록 시도에 무관하게 주거 이동 예정에 음(‒)의 경향을 보이고 있다(참조집단: 연령_6069). 이는 가구주 연령이 증가할수록 주거 이동이 감소한다는 임미화(2013)와 최효비·최열(2022)의 연구 결과와 유사하다. 남성 가구주의 경우 시도 간(대구, 경북 간) 이동을 하는데 음(‒)의 경향을 보이나, 은퇴한 가구주의 경우 시도 내(대구, 경북 내) 이동에 음(‒)의 영향을 미치는 것을 확인할 수 있다. 은퇴한 노인가구의 경우 만만치 않은 주거 이동 비용에 대한 부담으로 시도 내 이동조차 어려운 것으로 예상된다. 또한, 독거노인 가구주의 경우 시도 간 이동에 음(‒)의 영향을 미쳤다. 최효비·최열(2022)의 연구에서도 노인가구의 가구원 수가 증가할수록 주거 이동 의사가 있을 확률은 증가하는 것으로 나타났다.

경제적 특성에 대해 주택 외 순자산이 높을수록 시도 간 이동에 음(‒)의 영향을 미쳤다. 이는 많은 주택 외 자산을 가진 노인인구는 주택소비를 통해 다운사이징 또는 전·월세로 이동하더라도 도심지 내 또는 교외 내 근거리 이동을 선호하는 것으로 예측된다. 또한, 노인인구가 주거관리비부담을 느낄 경우 시도 내 이동에는 음(‒)의 경향을 보였으나, 시도 간 이동에는 양(+)의 경향을 보여준다. 즉, 교외에서 도심지 내 이동과 같은 장거리 이동을 통해, 자가 소유를 포기하고 다운사이징, 전·월세, 시설 등으로 이동하며 주택소비를 하는 것으로 예측된다.

주택 특성에 대해 단독주택 거주자는 시도 내와 시도 간 이동에 모두 음(‒)의 경향을 보였으나, 시도 내 이동에서만 통계적 유의성을 보였다. 이는 단독주택에 거주하는 노인인구는 살던 곳에서 노후 맞이하기(AIP)를 실현하려는 희망이 더욱 높은 것으로 예측된다. 또한, 주택면적이 클수록 거주자는 시도 내와 시도 간 이동에 모두 양(+)의 경향을 보였으나, 시도 간 이동에서만 통계적 유의성이 나타났다. 이는 노인인구가 주택소비를 통해 교외에서 도심지 내로 다운사이징을 하려는 움직임으로 예상된다. 더 중요하게 노인인구가 주택불만족 시 시도 내와 시도 간 이동에 모두 양(+)의 경향을 보였고, 통계적으로도 모두 유의미하였다. 즉, 현 주택의 물리적 환경이 일상생활의 니즈를 만족시켜주지 못할 경우 살던 곳에서 노후 맞이하기(AIP)는 어려워지며, 거리에 무관하게 주거 이동을 하는 것으로 보인다. 마지막으로, 주거환경불만족은 시도 내 이동에 음(‒)의 영향을 미치는 것으로 볼 때, 근거리 이동을 통한 주거환경변화를 선호하지 않는다는 점을 알 수 있다.

<표 5>는 주요 변수가 주거점유 형태에 미치는 영향 분석 결과이다. 인구적 특성에 대해 연령이 증가할수록 자가와 비자가로의 이동에 모두 음(‒)의 경향을 보이고 있다. 이는 <표 4>에서 설명한 바와 같이 가구주 연령이 증가하며 주거 이동이 감소하기 때문으로 예상된다. 또한, 은퇴 가구주의 경우에 자가 이동에 음(‒)의 경향을 보이고 있는데, 이는 퇴직 후 줄어든 소득으로 인해 자가보다는 비자가를 선호하는 경향으로 판단된다.

경제적 특성 중 주택 외 순자산이 높을수록 비자가로 이동하는 데 음(‒)의 영향을 미쳤고, 현재 주택담보대출을 소유하고 있다면 비자가로 이동하는 데 양(+)의 영향을 미쳤다. 이는 주택 외 순자산이 높은 경우, 경제적 여유로 인해 주택소비를 통한 전·월세, 요양시설로의 이동이 필수적이지 않은 것으로 예상된다. 하지만, 주택담보대출을 소유하고 있는 경우, 경제적 부담으로 인해 주택소비가 불가피한 것으로 보인다. 비슷하게, 주거관리비부담을 느낄 경우 주거 이동 시 자가를 선택하는 데 음(‒)의 경향을 보였다. 즉, 주거비 등 추가 자금 마련이 시급하기에 자가 소유를 유지하기보다는 비자가 전환을 통한 주택소비를 할 것으로 예상된다.

주택 특성에 대해 주택불만족 시 자가 또는 비자가로의 이동에 모두 양(+)의 경향을 보였다. 즉, 현 주택의 물리적 환경이 건강 상태 악화 및 장애를 가진 노인인구의 일상생활 속 니즈를 만족시켜주지 못한다면, 점유 형태와 무관하게 물리적 주택환경이 유리한 곳으로 이동을 감행하는 것으로 예측된다.

<표 6>은 주요 변수가 주거유형 선택에 미치는 영향 분석 결과이다. 인구적 특성에 대해 연령이 증가할수록 주거 이동률이 낮아지는 경향 때문에, 모든 주택유형에서 음(‒)의 경향을 보이는 것으로 예측된다. 4년제 대학 이상을 졸업한 가구주의 경우 아파트로 이동에 양(+)의 경향을 보인다. 그러나, 은퇴 가구주의 경우 아파트로 이동에 음(‒)의 경향을 보인다. 이는 고등교육을 받은 가구주일수록 고용에 유리하고 높은 소득이 예상되기에, 상대적으로 나은 주거환경인 아파트 선택 확률이 증가하는 것으로 판단된다.

경제적 특성에 대해 주택 외 순자산이 높을수록 비아파트를 선택하는 데 음(‒)의 경향을 보였다. 이는 주택 외 순자산이 높을수록 상대적으로 비선호되는 다세대, 다가구로의 이동을 꺼려하는 것으로 예상된다. 또한, 주거관리비부담을 느낄 경우 아파트를 선택하는 데 음(‒)의 경향을 보여준다. 즉, 현 주택에서 주거관리비부담을 느낄 경우, 상대적으로 저렴한 주거환경으로 이동할 확률이 높기에 아파트가 선택되지 않는 것으로 고려된다.

주택 특성에 대해 현재 아파트, 단독주택 거주 시 비아파트를 선택하는 데 음(‒)의 경향을 보였다. 아파트, 단독주택 가구주는 상대적으로 비선호되는 다세대, 다가구로의 이동을 꺼려하는 것으로 예상된다. 아울러, 주택불만족 시 아파트와 비아파트로의 이동에 모두 양(+)의 경향을 나타냈다. 이는 현 주택의 물리적 환경이 건강 악화 및 장애를 가진 노인인구의 일상생활 속 니즈를 만족시키지 못한다면, 주거유형에 무관하게 주거환경이 유리한 곳으로 이동하는 것으로 예측할 수 있다. 또한, 주거환경불만족을 느낄 때 아파트를 선택하는 데 양(+)의 경향을 나타낸다. 즉, 노인인구는 아파트 단지에 형성된 노인복지시설과 같은 편의시설 이용에 유리한 주거환경을 선호하는 것으로 예측할 수 있다.