주거취약계층의 주관적 건강 수준과 삶의 만족도: 최저주거기준 미달 가구와 비주택 거주 가구를 중심으로

Self-Rated Health and Life-Satisfaction among Housing Vulnerable Groups in Korea

Abstract

Housing, which has ontological meaning, produces a sense of control and autonomy for all people, as existing studies have examined the health consequences of diverse dimensions such as physical condition and affordability. Using the Korean Welfare Panel Study, this study aimed to explore self-rated health and life satisfaction among housing vulnerable groups. It was shown that people living in a place which is non-housing or inferior to minimum housing standards are likely to report lower self-rated health and lower life-satisfaction compared to the general population. Their associations are mediated by satisfaction with the housing environment, partially in self-rated health and completely in life-satisfaction. Our findings could provide evidence of housing effects on health, and future studies are needed to investigate the complex needs of housing vulnerable groups.

keyword
Social Determinant of HealthHousing Vulnerable GroupsSelf-Rated HealthLife Satisfaction

초록

인간이 대부분의 시간을 보내는 물리적 공간으로서 주거는 삶에 대한 통제감과 자율성을 주는 존재론적 의미를 지닌다. 기존 연구들이 주거비의 경제적 부담과 퇴거, 과밀성 등 여러 주거 요소들이 신체적 건강과 정신적 건강에 미치는 영향에 주목해 온 반면, 국내 연구는 주거취약계층의 건강과 삶의 질에 대해 관심을 가지지 못했다. 본 연구는 한국복지패널 12차년도 자료를 활용하여 최저주거기준 미달 가구와 비주택 거주 가구를 주거취약계층으로 정의하고 이들의 주관적 건강 수준과 삶의 만족도를 살펴보고자 했다. 분석결과, 취약한 주거상태는 주거환경에 대한 만족도를 감소시키고, 건강 수준 및 삶의 만족도로 이어지는 매개효과를 보였다. 특히 삶의 만족도는 주거환경에 대한 만족도를 통한 완전매개효과를 보였다. 본 연구는 주거 영역에서의 건강불형평성이 존재하며 주거취약계층이 겪는 여러 영역에서의 사회적 배제가 주거환경에 대한 낮은 만족도로 나타날 수 있는 가능성을 확인했다. 건강형평성을 제고하는 차원에서 주거복지서비스의 적극적인 제공이 필요하며, 이들의 주거 욕구와 건강 수준을 지속적으로 모니터링 해야 한다. 향후 연구는 주거취약계층을 물리적, 사회경제적 측면에서 다양하게 구분하여 그들이 처한 환경과 건강 문제를 살펴보아야 할 것이다.

주요 용어
건강의 사회적 결정요인주거취약계층주관적 건강 수준삶의 만족도

Ⅰ. 연구 배경 및 목적

주거(housing)는 인간이 대부분의 시간을 보내는 물리적 공간이며 동시에 안락함, 편안함과 같은 심리적 건강의 혜택을 가져다주는 중요한 자원이자 서비스이다(Dunn R, 2000a). 나아가 인간이 머무는 집은 삶에 대한 통제감(sense of control)과 자율성(autonomy)을 주므로 존재론적 의미(ontological meaning)를 지니고 있다(Despres, 1991). 일찍이 선진국은 주거의 사회적, 경제적, 그리고 문화적 측면이 건강에 미치는 영향에 주목해왔다. 산업화 직후 위생시설과 환기시설 등 물리적 환경에 주목하던 것에서 나아가 최근 주거비의 경제적 부담과 퇴거(eviction), 젠트리피케이션(gentrification)으로 관심의 범위가 확장되는 추세다(Vasquez-Vera et al., 2017, p.200).

한편, 한국 사회는 국가 주도 정책과 민간 투자를 바탕으로 단기간에 주택 공급량이 급격히 증가하였다(임미화, 임재만, 2015, p.32). 하지만 2018년 11월 9일, 18명의 사상자를 발생시킨 고시원 화재 사고는 주거정책에서 소외되는 취약계층의 현실을 보여주었다(임재우 등, 2018). 여러 주거복지서비스가 제공되고 있지만 주택 유형마다 제각기 다른 특성을 가지고 있기 때문에 주거상태를 정확히 파악하기 힘들다. 서비스 제공의 대상자가 되기 위한 자격기준이 다른 점 역시 주거취약계층의 삶의 질이 개선시키는 데에 제약이 된다. 국내에서 주거에 대한 관심이 높아지면서 주거와 건강에 대한 연구도 양적으로 그 수가 증가하고 있다. 하지만 사회경제적 지표의 일부로서 주거가 다루어지면서 다양한 요소들이 어떠한 과정으로 건강에 영향을 미치는지에 대한 고려가 부족했다(김승연 등, 2013, pp.110-111).

다양한 주거정책과 중재개입 중에서도 주거상태의 개선은 다음과 같은 이유로 중요하다. 첫째로 현행 주택법의 최저주거기준은 물리적 기준을 명시하고 있다. 이는 인간으로서의 존엄을 유지하는데에 필요한 최소한 주거수준이 적절한 물리적 환경에서 시작하고 있음을 시사한다(홍인옥 등, 2006). 둘째로, 물리적 환경이 삶의 질과 건강에 가장 직접적으로 맞닿아 있는 요인이기 때문에 인간다운 생활이 가능한 거처로서의 기능을 하게 하는 것이 가장 중요하다. 특히 낙후된 주거상태에서 생활하는 이들은 점유의 불안정성과 주거비의 경제적 부담 등 사회적, 경제적 측면에서도 여러 주거 위험을 가진 집단이다. 취약한 주거상태로 인해 이들의 건강 수준과 삶의 질이 악화되지 않도록 이와 관련한 연구가 지속적으로 필요하다.

본 연구는 최저주거기준 미달 가구와 비주택 거주 가구를 주거취약계층으로 정의하고 이들의 건강과 삶의 만족도를 파악하고자 하였다. 이를 위해 그간 논의된 주거가 다양한 경로로 건강에 미치는 영향을 검증한 기존 연구, 그리고 주거취약계층의 개념과 정의를 검토하였다. 다음으로 한국복지패널 12차년도 자료를 이용하여 그들의 상태가 주관적 건강과 삶의 만족도로 이어지는 과정에서 주거환경에 대한 만족도가 매개효과로서 작용하는지를 검증하였다. 마지막으로 연구 결과를 바탕으로 건강의 사회적 결정요인으로서 주거가 가지는 중요성과 의의, 결론과 정책제언을 서술하였다.

Ⅱ. 선행연구 고찰

1. 주거와 건강의 관계에 대한 선행연구

주거는 인간이 상당한 시간을 보내는 공간이며 동시에 개인의 사회적 위치 혹은 가치관을 보여주는 상징적 의미를 가진다(Evans et al., 2003). 현대사회에서는 주거를 물리적, 사회적, 경제적 가치로 미치는 영향에 주목하였다(Shaw et al., 2004). 대표적인 연구들은 경제적 측면에서의 주거비와 건강의 관계에 대한 것이다. 소득 대비 주거비가 높을수록 그 자체가 심리적 스트레스를 유발하는 동시에 교육과 의료 등 필요한 서비스를 이용하지 못하게 되기 때문에 건강에도 부정적인 영향을 미치는 것이다(Mason et al., 2013). 한편, 주거비와 건강의 관계에서 점유형태는 고려해야 할 중요 요소이다. 자가 보유율이 낮은 저소득층의 경우, 주거비에 대한 지속적인 부담은 향후 그들의 주택구입능력까지 저하시켜 건강을 취약하게 만들기 때문이다. 자가보유자에 비해 세입자(renter)가 높은 주거비가 발생했을 때, 고혈압과 주관적 불건강(ill-health)를 가질 확률이 높았고(Pollack, Griffin, Lynch, 2010), 정신적 스트레스를 발생시켰다(Bentley, Baker, Mason, 2012). 한편, 주택자가보유는 주거비 지출 규모와 관계없이 심리적 안정감을 주었다(Bentley, Baker, Mason, 2013). 미국에서 시작된 서브프라임 사태로 촉발된 경제 위기 이후, 취약계층의 퇴거와 주거비 체납 등 문제가 발생하면서 주거와 건강에 대한 논의가 확산되었다(Downing, 2016; Clair et al., 2016; Fowler et al., 2015). 미국, 스웨덴을 비롯한 여러 국가에서 퇴거를 당한 거주민들은 우울을 경험하고 자살을 선택하는 등 주거의 불안정이 삶의 불안정으로 이어지는 경험을 했다(Houle & Light, 2014; Bolivar et al., 2016; Rojas & Stenberg, 2016). 두 번째로, 주거의 물리적 환경은 신체적 건강에 영향을 미치는 가장 직접적 요인이다(임승학, 장희순, 2017, p.103). 위험물질에의 노출 정도와 환기 및 화재 예방 시설 설치 여부, 소음 방지 정도, 과밀성(overcrowding) 등이 건강 수준과 관련된 것으로 알려져 있다(Dunn R et al., 2004). 이러한 위험 요인들은 저체온증과 결핵, 두통, 천식 등 신체 질환을 발생시켰다(Shaw et al., 2004, pp.402-403). 특히 과밀성은 전염성 질환을 확산시키는 주요 기전으로 알려져 있으며(김승연 등, 2013, p.112), 아토피성 피부염, 알레르기성 비염 등 만성질환을 동반하였다(임승학, 장희순, 2017, p.114). 주거의 경제적 측면을 살펴본 연구는 주로 정신 건강 문제에 주목해왔던 반면 주거의 물리적 상태를 살펴본 연구는 주로 신체 건강에 미치는 영향을 분석하였다. 한편 주관적 건강 수준은 여러 질병의 발생과 사망을 예측하는 지표로서 사회경제적 수준에 따른 건강 격차가 다수 보고되었다. 또한 삶의 만족도는 현재 사회구성원이 본인의 삶을 행복하게 누리고 있는지를 살펴볼 수 있는 척도로 사용될 수 있다. 선행연구를 살펴본 바, 주거가 주관적 건강 수준과 삶의 만족도에 미치는 영향에 대한 연구는 상대적으로 미진한 것을 알 수 있다.

2. 주거취약계층의 개념과 논의

산업혁명 이후, 냉난방 시설과 위생시설, 환기 시설이 여러 질병과 질환을 발생시키면서 서구 국가들에서 주거환경을 개선하려 시도했던 것이 주거복지의 시작이었다. 여러 국가에서 주거권 보장의 일환으로 최저주거기준을 명시하였다(김용창, 최은영, 2013, p.513). 일찍이 시작된 주거복지에 대한 관심으로 인해 주거환경 개선에 대한 서구 선진국들의 지속적인 관심과 노력으로 인해, 현재 주거환경 개선과 관련된 문제는 서구 선진국보다는 그 외의 국가들에서 더 중요하게 다뤄지고 있다.(Shaw et al., 2004, p.399). 국내에서는 주거취약계층을 지원하기 위한 여러 정책을 펼치고 있다. 한국 사회에서 주거취약계층이라 일컫는 가장 대표적인 집단은 노숙인, 최저주거기준 미달 가구와 비주택 거주 가구로, 이들의 경우 주로 집이 없거나, 열악한 시설에서 살아가는 사람들이다. 최저주거기준 미달 가구는 국토교통부가 행정규정에 명시한 국민이 쾌적하고 살기 좋은 생활을 영위하기 위하여 필요한 기준을 충족하지 못하는 가구를 말한다. 법령에서 규정하는 최소주거면적과 필수시설, 구조·성능 및 환경 셋 중 하나라도 미충족되는 경우가 이에 해당한다. 한편, 주거지원 업무 처리 지침에서는 비닐하우스, 쪽방, 고시원, 여인숙처럼 주택이 아닌 곳에 거주하는 사람을 비주택 거주 가구로 정의하였다. 비주택 거주 가구는 기본적인 생활을 유지하는 데에 어려움을 겪는 것은 물론이며, 화재와 같은 재난에 더욱 취약하다. 따라서 이러한 최저주거기준 미달 가구와 비주택 거주 가구는 주거취약계층으로 확장해서 보아야 하는 대상이다. 일정한 거처는 존재하지만 그 환경은 상시 불안정하여 여러 사건 사고에 노출될 가능성이 높기 때문이다. 최근 발생한 종로 고시원 화재는 한국 사회가 후진국형 참사에서 자유롭지 못한 현실을 보여주었다(임재우 등, 2018). 참사 이후 기준 미달 냉난방 시설과 위생 시설, 필수 안전시설 및 장치에 대한 대책을 요구하는 목소리가 커졌다. 이에 따라 정부 차원에서도 대규모의 주거취약계층 실태조사를 펼치고 사고 방지를 위한 정책을 잇달아 발표하였다. 하지만 비주택 거주 가구 중에는 가족 해체와 실업 등 다양한 이유로 인해 무연고자로 생활하는 이들도 있어 이들의 삶의 실태를 추적하기에 어려움이 있다. 또한 미등록 숙박업소는 관리 대상에 잡히지 않으므로 실제 주거취약계층의 규모는 현 통계보다 많을 것으로 추측된다.

주거취약계층은 노동시장 참여, 지역사회와의 관계, 필수서비스에의 접근성 등, 다양한 영역에서 배제될 가능성이 크므로 그들이 가진 문제를 파악하는 것이 우선이다(허현희 등, 2015). 보다 근본적으로 주거복지의 사각지대를 해소하기 위해서는 주거취약계층의 주거권을 보장하는 사회안전망을 설계해야 한다(최은영 등, 2018; 참여연대, 2018).

Ⅲ. 연구 방법

1. 자료원 및 연구대상

본 연구는 국내 가구 및 개인 단위로 데이터를 수집하는 한국복지패널 12차년도 자료를 이용하였다. 한국복지패널은 2006년 최초 7,072가구로 시작하여 사회경제적 수준과 생활 실태, 건강행태(예: 흡연, 음주 등), 주관적 건강 수준, 복지 욕구 등의 조사내용을 포함하고 있다(한국보건사회연구원, 서울대학교 사회복지연구소, 2018). 주택 유형을 통해 비주택 거주 가구를 파악할 수 있고 최저주거기준 문항이 있어 주거의 물리적 취약성과 건강 수준을 살펴보고자 하는 본 연구목적에 적합한 자료이다. 12차년도 표본은 6,879 가구의 구성원 중 결측치를 제외한 가구원 수는 총 12,026명을 선정하였다.

2. 변수 설명 및 분석 방법

가. 독립변수

주거상태를 측정하기 위해 최저주거기준과 주택 유형을 활용하였다. 선행 연구에서는 자가 소유 여부, 주거비의 경제적 부담, 1인당 주거면적, 3인 이상 단칸방 거주 가구 비율 등 주거 실태를 파악하기 위한 여러 지표가 활용되고 있다(김혜승, 김태환, 2008). 그 중 조사 문항에 포함된 최저주거기준은 최소주거면적과 필수 설비, 구조·성능·환경 기준으로 구성되었다. 최소주거면적은 가구구성원별 최소주거면적과 용도별 방의 개수를 고시하고 있는데, 한국복지패널의 문항은 용도별 방의 개수가 아닌 전체 방 개수를 기재하도록 구성되어 있어, 본 연구에서는 가구구성원별로 최소주거면적을 충족하지 않은 경우만을 최소주거면적 미충족으로 분류하였다. 필수설비는 법령에서 상하수도 시설이 완비되고 전용부엌, 전용화장실, 목욕시설을 갖춘 경우로 본다. 본 연구에서는 상하수도 시설과 목욕시설이 없거나, 부엌과 화장실 입식, 수세식으로 갖추어지지 않으면 해당 기준을 충족하지 않은 것으로 보았다. 마지막으로 구조·성능 및 환경 기준은 영구건물로서의 내구성과 구조부 재질, 방음 및 환기, 난방, 화재 예방 시설을 구체적으로 명시하고 있다. 구조, 성능 및 환경에 대해 하나라도 적절하지 않다고 대답한 경우를 미충족 사례로 분류하였다. 마지막으로 최소주거면적과 필수설비, 구조·성능 및 환경 기준 세가지 요소를 합산하여 하나라도 충족하지 못한 집단을 최저주거기준 미달 가구로 정의하였다. 한편 비주택 거주 가구는 국토교통부의 주거취약계층 업무 지침에서 명시한 비거주용 건물 내 주택(상가, 공장 등), 비닐하우스, 움막, 판잣집, 임시가건물(컨테이너, 재개발지역, 가이주단지 포함)을 포함했으며 이 외는 주택거주자로 분류하였다. 마지막으로 최저주거기준 미달 가구와 비주택 거주 가구 중 하나라도 해당하는 집단을 주거취약계층, 이에 해당하지 않은 집단은 비취약계층으로 구분하였다.

나. 매개변수 및 종속변수

종속변수로 주관적 건강 상태와 삶의 주관적 만족도를 선택하였다, 주관적 건강 수준은 평소 본인의 건강 상태에 대해 아주 건강하거나, 건강한 편, 보통, 건강하지 않은 편, 매우 건강하지 않은 편 중 하나를 선택하도록 되어 있으며 5점 척도로 구성되어 있어 점수가 높을수록 건강 수준이 높도록 코딩하였다. 삶의 만족도는 현재 본인의 삶을 최악의 상태(=0)에서 최선의 상태(=10)로 구성되어 있었다. 한편, 주거와 건강의 관계에서 중요한 매개 요인으로 주거환경에 대한 만족도를 고려할 필요가 있다(Dunn, 2000b, p.565). 낙후된 주거상태 자체가 위험을 줄 수 있지만 동시에 주거환경에 대한 불만족이 불건강으로 이어질 수 있기 때문이다. 이는 주거취약계층의 건강, 삶의 만족도에 대한 연구에서도 주거환경에 대한 만족도를 통해 나타나는 간접적 효과까지 고려해야 할 필요성을 보여준다. 설문지에서 주거환경은 매우 만족에서 매우 불만족까지 총 5점 척도로 구성되어 있었으며 본 연구에서는 선형회귀분석을 위해 5점 척도를 사용하였다.

다. 통제변수

통제변수는 인구학적, 사회경제적 특성을 선택하였다. 먼저 인구학적 특성은 성별과 연령, 혼인상태를 선택하였다. 성별은 남성과 여성, 연령은 연속형 변수, 혼인상태는 기혼, 미혼, 이혼·별거·사별로 구분하였다. 거주 지역은 동과 읍면으로 나누었다. 사회경제적 특성은 교육 수준(중졸 이하, 고졸 이하, 전문대 재학 이상)과 경제활동 상태(현재 경제활동 중, 실업 및 비경제활동상태), 소득 수준(가구균등화 소득 1분위~4분위)을 사용하였다.

라. 분석방법

먼저 표본의 특성을 파악하기 위해 기초통계분석을 실시하였다. 인구학적, 사회경제적 특성에 따른 주거취약계층의 분포와 이들의 주거환경에 대한 만족도, 건강 상태를 살펴보았다. 다음으로 주거상태와 건강의 관계에서 주거환경에 대한 만족도가 매개효과인지를 검증하였다. Baron과 Kenny(1986)에 따르면, 매개효과를 판단하기 위해서 크게 세 가지 조건이 충족되어야 한다. 먼저 독립변수가 매개변수에 유의하게 영향을 미치며, 독립변수가 종속변수에 유의한 영향을 미쳐야 한다. 마지막으로 독립변수와 매개변수가 회귀분석에 동시에 투입되었을 때, 매개변수가 종속변수에 영향을 미쳐야 한다. 단, 세 번째 단계의 독립변수 영향력이 통계적으로 유의하지만 두 번째 단계보다 작아지면 부분매개효과(partial mediation)이며, 그 효과가 0에 가까워지면 완전매개효과(complete mediation)로 보아야 한다. 이를 바탕으로 본 연구에서도 세 단계로 회귀분석을 실시하였다. 먼저 독립변수인 주거상태가 종속변수(건강 수준 및 삶의 만족도) 직접 이어지는 경로를 파악하기 위해 선형회귀분석을 실시하였다. 두 번째 단계에서는 주거환경에 대한 만족도를 매개변수로 투입하여 종속변수와의 관계를 파악하였다. 마지막 회귀분석에서 매개변수 투입 시 독립변수의 영향력의 변화를 확인하기 위해 주거상태와 주거환경에 대한 만족도를 모두 투입하여 종속변수와의 관련성을 분석하였다. 마지막으로 매개효과의 유의성을 판정하기 위해 회귀계수와 표준오차 값을 Sobel test에 사용하였다. 통계분석에는 STATA 15 version이 사용되었다.

Ⅳ. 분석결과

1. 주거취약계층의 주요 특성과 분포

<표 1>은 조사대상자의 일반적 특성이다. 전체 표본의 17.9%가 주거취약계층으로 나타났다. 인구학적, 사회경제적 특성별로 살펴보면 대체적으로 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 전체 평균 연령 56.3세으로 주거취약계층의 평균 연령이 상대적으로 높았다(평균 60.6세, 표준편차 19.0). 교육 수준은 중졸 이하의 24.0%가 주거취약계층으로 전문대 재학 이상의 11.3%에 비해 그 비중이 높았고 이혼·별거·사별 상태의 주거취약계층 비율(26.3%)이 가장 높았다. 실업·비경제활동인구의 20.0%가 주거취약계층으로 나타났다. 마지막으로 소득 수준별로 분포의 차이를 보였는데 1분위 소득 집단의 26.7%, 4분위 소득의 11.4%가 주거취약계층으로 나타났다.

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표 1.
주거취약계층의 일반적 특성과 주관적 건강 수준, 삶의 만족도
주거취약계층 주관적 건강 (5점 만점) 삶의 만족도 (10점 만점) 전체


N 행% p-value N 열%
성별 남성 863 (16.7) 0.004 3.5 6.2 5,165 (42.9)

여성 1,285 (18.7) 3.3 6.1 6,861 (57.1)
연령(평균, 표준편차) 60.6 (19.0) <0.001 - - 56.3 (18.8)
교육수준 중졸 이하 1,207 (24.0) <0.001 2.9 5.6 5,023 (41.8)

고졸 이하 531 (15.7) 3.7 6.2 3,379 (28.1)

전문대 이상 410 (11.3) 4.0 6.8 3,624 (30.1)
혼인상태 기혼 1,112 (15.0) <0.001 3.5 6.4 7,406 (61.6)

이혼·별거·사별 703 (26.3) 2.9 5.3 2,673 (22.2)

미혼 333 (17.1) 4.0 6.2 1,947 (16.2)
거주지역 1,626 (16.8) <0.001 3.5 6.2 9,684 (80.5)

읍면 522 (22.3) 3.2 6.0 2,342 (19.5)
경제활동 현재 경제활동 중 1,121 (16.3) <0.001 3.7 6.4 6,898 (57.4)

실업/비경제활동인구 1,027 (20.0) 3.1 5.7 5,128 (42.6)
소득수준 1분위 805 (26.7) <0.001 2.7 5.2 3,018 (25.1)

2분위 560 (18.7) 3.4 5.9 2,987 (24.8)

3분위 439 (14.6) 3.7 6.5 3,007 (25.0)

4분위 344 (11.4) 3.9 7.0 3,014 (25.1)
전체 2,148 (17.9) 3.4 6.1 12,026 (100.0)

주: 한국복지패널 12차년도 자료를 활용하여 분석함.

[그림 1]은 비주거취약계층과 주거취약계층의 주요 특성을 비교한 결과이다. 주거환경에 대한 만족도 평균 점수는 주거취약계층이 3.2점으로 비주거취약계층에 비해 0.5점 낮았다. 주거취약계층의 건강 수준과 삶의 만족도 역시 낮았다. 주관적 건강은 평균 3.2점, 삶의 만족도는 5.6점이었다.

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그림 1.
비주거취약계층 및 주거취약계층의 주요 특성 비교
hswr-39-2-500-f001.tif

주: 한국복지패널 12차년도 자료를 활용하여 분석함. 점수가 높을수록 주거환경에 대한 만족도, 주관적 건강수준, 삶의 만족도가 높은 것을 의미함.

2. 주거상태가 주관적 건강 수준 및 삶의 만족도에 미치는 영향

가. 주거상태가 주관적 건강 수준에 미치는 영향과 매개효과 검증

<표 2>의 Model 1에서 나타난 바와 같이 취약한 물리적 주거 상태는 주거환경의 만족도에 대해 부정적인 영향을 미칠 확률이 높았다(β=-0.493, p<0.001). Model 2에서는 주관적 건강 수준에도 부정적인 영향을 미칠 확률이 통계적으로 유의하게 나타났다(β=-0.113, p<0.001). 매개효과를 검증하는 세 번째 단계에서는 주거상태와 주거환경에 대한 만족도 모두 주관적 건강 수준에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 주거상태는 건강 수준에 부정적인 영향을 미쳤으며(β=-0.046, p=0.011), 주거환경에 대한 만족도는 건강 수준에 긍정적인 영향을 미쳤다(β=0.133, p<0.001). 즉, 주거환경에 대한 만족도가 올라갈수록 주관적 건강 수준 역시 올라가는 것을 의미한다. 주거상태가 건강에 미치는 영향은 3단계의 회귀계수(β=-0.046)가 2단계의 회귀계수(β=-0.113)에 비해 그 영향력이 감소하여 Baron과 Kenny(1986)를 토대로 주거상태가 건강에 미치는 영향에 있어 주거환경에 대한 만족도가 부분매개효과를 보인다고 해석되었다. 3단계에서 주거상태와 주거환경에 대한 만족도가 주관적 건강 수준을 약 40.2%을 설명하고 있었다.

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표 2.
주거상태가 주관적 건강에 미치는 영향과 매개효과 검증
β S.E P-value R2
Model 1 주거상태 → 주거환경에 대한 만족도 -0.493 0.017 <0.001 0.1109
Model 2 주거상태 → 건강 -0.113 0.018 <0.001 0.3924
Model 3 주거상태 → 건강 -0.046 0.018 0.011 0.4020

주거환경에 대한 만족도 → 건강 0.133 0.010 <0.001

주: 성별, 연령, 교육수준, 혼인상태, 거주지역, 경제활동, 소득수준을 보정한 결과 값임.

<표 2>의 결과 값을 바탕으로 Sobel test를 실시한 결과는 <표 3>에 제시하였다. Sobel test의 결과 값이 +1.96보다 크거나 -1.96보다 작으면 유의한 매개효과가 있는 것으로 판단한다(Baron & Kenny, 1986). <표 3>에서 값이 약 -12.09로 매개효과가 유의한 수준이었다. 매개효과가 유의하다는 것은 주거상태가 건강 수준에도 직접적인 영향을 미치는 동시에 주거환경에 대한 만족도가 매개변수로 작용하고 있음을 의미한다.

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표 3.
주거상태가 건강에 미치는 영향에서 매개효과에 대한 Sobel test 검증 결과
Test statistics Standard Error P-value
Sobel test -12.08924600 0.00542375 <0.001
Aroian test -12.08331199 0.00542641 <0.001
Goodman test -12.09518876 0.00542108 <0.001

나. 주거상태가 삶의 만족도에 미치는 영향과 매개효과 검증

<표 4>는 주거환경이 삶의 만족도에 미치는 영향과 매개효과를 검증한 결과이다. 주거상태가 주거환경에 대한 만족도가 미치는 영향은 <표 2>의 1단계와 동일한 결과 값이다(β=-0.493, p<0.001). 2단계에서는 주거상태가 삶의 만족도에 부(-)의 영향을 미치고 있었다(β=-0.300, p<0.001). 3단계에서 주거환경에 대한 만족도가 삶의 만족도에 미치는 영향만이 통계적으로 유의한 수준으로 나타났다(β=0.619, p<0.001). 이에 반해 주거상태가 삶의 만족도에 미치는 영향에 대한 회귀계수는 0.006이었으나 통계적으로 유의한 차이를 보이지 않았다(p=0.884). 3단계에서 해당 값이 유의하지 않으면 완전매개효과로 보아야 한다는 Baron과 Kenny(1986)를 토대로 주거환경에 대한 만족도를 통한 완전매개효과로 주거상태와 삶의 만족도의 관계를 해석할 수 있었다.

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표 4.
주거상태가 삶의 만족도에 미치는 영향과 매개효과
β S.E P-value R2
Model 1 주거상태 → 주거환경에 대한 만족도 -0.493 0.017 <0.001 0.1109
Model 2 주거상태 → 삶의 만족도 -0.300 0.040 <0.001 0.1748
Model 3 주거상태 → 삶의 만족도 0.006 0.884 0.884 0.2324

주거환경에 대한 만족도 → 삶의 만족도 0.619 0.021 <0.001

주: 성별, 연령, 교육수준, 혼인상태, 거주지역, 경제활동, 소득수준을 보정한 결과 값임.

매개효과를 검증한 Sobel test 결과, 매개변수의 검정량이 p<0.001로 유의하게 나타났다. <표 4>와 <표 5> 결과를 종합하면, 주거상태가 삶의 만족도에 통계적으로 유의한 수준에서 영향을 미쳤는데 그 경로가 주거환경에 대한 만족도를 통한 매개효과로 나타났다.

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표 5.
주거상태가 삶의 만족도에 미치는 영향에서 매개효과에 대한 Sobel test 검증 결과
Test statistics Standard Error P-value
Sobel test -20.67239899 0.01476205 <0.001
Aroian test -20.66635654 0.01476637 <0.001
Goodman test -20.67844675 0.01475773 <0.001

V. 결론 및 제언

최저주거기준 미달 가구, 그리고 비주택 거주 가구는 주거 위기에 처한 대표적인 취약계층이다. 국내 정책 영역에서 주거기준법, 노숙인 등 복지 및 자립지원에 관한 법률, 주거취약계층 주거 업무 지원 지침 등, 이들을 정책 우선순위로 포함시키는 노력을 펼쳐왔다. 보건 분야에서도 건강의 사회적 결정요인으로 주거에 대한 관심이 증가했으나, 고용형태와 소득 등 다른 요인에 비해서 그 근거가 부족했다. 이에 본 연구는 최저주거기준 미달 가구와 비주택 거주 가구를 주거취약계층으로 보고 이들의 주관적 건강 수준과 삶의 만족도를 파악하고자 하였다.

먼저 주거취약계층의 분포가 인구학적, 사회경제적 특성별로 차이가 관찰되었다. 낮은 교육 수준과 이혼・별거・사별 상태에 있는 사람들, 그리고 저소득층 중 주거취약계층의 비중이 높았다. 저소득층은 고소득층에 비해 소득 대비 주거비가 주거 외에 기타 필수 서비스를 이용할 수 있는 가처분소득이 낮다(Bentley et al., 2012). 이들은 주거의 물리적 측면과 경제적 측면에서 모두 취약성이 가중된다(오지현, 여유진, 2009, p.37). 이러한 기초통계분석 결과는 주거상태의 물리적 안정성과 적절성, 경제적 접근성 등 여러 요소를 고려하여 주거취약계층을 바라볼 필요성을 시사한다. 다음으로, 주거상태는 건강과 삶의 만족도에 부정적인 영향을 미쳤다. 두 종속변수에서 주거환경에 대한 만족도는 매개변수로서 유의한 설명력을 가지고 있었다. 주거상태와 건강의 관계에서 주거환경에 대한 만족도가 부분매개효과를 보였던 반면, 삶의 만족도와의 관계에서는 완전매개효과를 보였다. 회귀계수의 추정치를 통해 계산 시, 주거상태가 건강에 미치는 영향력은 β=-0.111(직접효과(-.046)+간접효과(-0.493*0.113)), 삶의 만족도는 β=-0.305(완전매개효과이므로 간접효과만을 계산(-0.493*0.619))이다.

이상의 결과에 대해 다음의 논의와 정책 제언을 서술하고자 한다.

첫째, 주거의 물리적 환경이 건강, 삶의 만족도와 밀접한 관계를 보이는 결과는 선행연구와도 일치한다. 생물학적, 유전적 차이가 아닌 사회경제적 조건에 의해 건강 수준의 격차가 발생한다면 이는 불공정한 자원 배분과 정책에서 기인하는 건강불형평성(health inequity)이다(조성일, 2015, p.1106). 인간답게 살 수 있는 적절한 주거환경을 보장받지 못했을 때, 건강 수준의 격차가 나타나는 본 연구의 결과 역시 주거가 건강의 사회적 결정요인으로 작용하고 있음을 보여준다. 주거취약계층은 물리적 주거상태의 취약성으로 인해 신체적 질환도 가지며 동시에 주거비의 경제적 부담, 강제 퇴거와 같은 점유의 불안정성을 동반할 수 있다. 이들의 건강불형평성을 해소하기 위해서는 사회적 조건을 개선하는 개입을 고려할 수 있는데 주거복지서비스가 그 중 하나가 될 수 있다. 무엇보다 낙후되거나 불량한 주거환경을 지속적으로 모니터링하고 보수하는데 있어 지원이 필요하다. 주거취약계층의 질병을 추적 관찰하여 건강 수준이 악화되지 않도록 의료서비스 역시 중재개입으로 고려해야 한다.

다음은 주거취약계층의 주거환경에 대한 만족도에 대한 논의를 서술하고자 한다. 주거의 취약한 물리적 상태는 직접적으로 건강 수준에 영향을 미칠 뿐만 아니라 주거환경에 대한 만족도를 매개하여 드러나기도 하며, 특히 삶의 만족도에서 매개효과가 크다. 기존 연구에서 주거취약계층이 밀집한 지역은 관공서, 편의시설에의 지리적 접근성이 낮고 범죄로부터의 불안이 높은 것으로 나타났다(Türkoğlu, 1997). 또한 교육과 의료 등 필수 서비스의 제공으로부터 배제되는 경험이 잦고 방음 시설이 되지 않는 공간에서 머물다보니 사생활 침해로 인한 이웃 간 충돌을 경험하기도 한다(허현희 등, 2016, p.17). 취약계층이 머물고 있는 공간이 여러 영역의 사회적 배제로 이어질 수 있고, 이러한 사회적 배제가 주거환경에 대한 낮은 만족도로 압축되어 나타날 수 있다는 추론이 가능하다. 주거, 사회적 관계망, 노동시장의 참여 등 다양한 분야의 사회적 배제를 해결하기 위해서는 주거복지서비스를 중심으로 포괄적 접근이 요구된다(허현희 등, 2016). 이 과정에서 주거복지서비스가 일방향적으로 제공하는 것에 그치지 않고, 주거환경에 대한 만족도가 어떠한 사회적 배제에서 기인하여 건강 수준과 삶의 만족도를 감소시키는지에 대해서도 관심을 가져야 한다.

많은 선진국이 주거취약계층의 욕구를 파악하고 이들을 위한 서비스를 제공하고 있다는 점에서 최저주거기준을 재정비하고 적극적으로 주거복지서비스를 제공하는 주거정책은 중요하다. 하지만 현재의 주거복지서비스는 대부분 대상자의 자격을 최저주거기준 미달 여부로 판단하지 않고, 제공되더라도 서비스 내용이 대체적으로 획일적이다(홍인옥 등, 2006, p.6). 대부분 예산이 지자체에 의존하고 있어 일회성에 그치거나 신청 자격의 제한으로 지속적인 지원을 기대하기 어렵다. 중앙정부와 지자체 차원에서 주거취약계층의 다양하고 복합적인 주거 욕구를 파악하고 서비스의 접근성과 지속성을 확대하는 작업이 전제되어야 한다(오지현, 여유진, 2009).

본 연구는 물리적 주거상태가 건강과 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석하여 건강불평등을 양산할 수 있는 주거의 영향력을 파악하였다는 점에서 의의를 지닌다. 하지만 주거취약계층 중 비주택 거주 가구의 샘플사이즈(69명)가 작아 주거취약계층 내 여러 집단별로 비교하기에 한계가 있었다. 향후 연구에서는 여러 주거취약계층을 물리적, 사회경제적 측면에서 다양하게 구분하여 건강 상태와 삶의 만족도를 비교분석하는 연구가 필요하다.

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