패널자료를 이용한 주거빈곤과 문제음주의 관계 분석

An Analysis of the Relationship between Housing Poverty and Problematic Drinking Using Panel Data

Abstract

Housing is largely associated with human life. Moreover, its meaning is not only confined to being a physical space; it also encompasses aspects of human life such as marital life, safety, social security, and health. From an economic perspective, individuals with problematic drinking behaviors are more prone to extreme financial conditions such as income poverty or housing poverty. Therefore, this study acknowledged the importance of the effects that the housing poverty might have on problematic drinking behaviors and provided a research hypothesis on the basis of the theoretical background. For the analysis, the study used the Korea Welfare Panel Study data of 4-13 Waves (2009-2018). The study sample was a total of 77,740 individuals, and the missing values were substituted by employing EM regression and multiple imputation. Housing poverty was considered as the binary variable and was determined on the basis of minimum housing standard established by the Ministry of Land, Transport and Maritime Affairs. In addition, problematic drinking was considered as the continuous variable, and its data were measured using the Audit Index. The study statistically verified the research hypothesis using a fixed effect panel analysis, and its results revealed that those belonging to the housing poverty group were more likely to be engaged in problematic drinking behaviors. On the basis of these results, the study suggested that diverse practical programs and a comprehensive support policy should be formulated for the housing poverty groups.

keyword
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초록

주거는 필수적인 인간 삶 전반에 관여하여, 단순한 물리적 공간을 넘어 혼인, 안전, 사회보장, 가족생활, 건강 등 개인 생활의 근거지이다. 문제성 음주는 단순히 소득이 적고 많음을 의미하는 수준보다, 주거빈곤과 같은 극심한 환경적 고통을 수반하는 취약한 상태와 밀접히 연관된다. 본 연구는 주거빈곤과 문제음주와의 관계에 대한 이론적 논의를 토대로 실증적인 분석결과를 제시하였다. 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향의 통계적 검증을 위해 한국복지패널 4차(2009)년도부터 13차(2018)년도 데이터를 사용하였다. 독립변인으로 사용한 주거빈곤은 최저주거기준미달로 주거면적 및 방의 개수, 주거필수설비기준 그리고 주거의 구조성능환경기준으로 측정했으며, 이 중 어느 하나라도 불・충족시 주거빈곤 가구로 파악하였다. 결측값은 EM회귀분석 및 다중대입을 이용하였다. 대상자 수를 동일하게 하고자 년도별 대상자를 각각 머지 후 결합한 20세 이상 성인 77,740명을 대상으로 하였다. 종속변수인 문제음주는 AUDIT척도를 사용하였으며, 연속변인으로 분석하였다. 분석방법으로는 고정효과를 이용한 패널분석을 실시하였다. 배우자유무, 경제활동참여여부, 종교, 주관적건강상태, 교육수준, 가구원수, 나이, 가계총소득을 통제하여 패널분석을 실시한 결과, 주거빈곤에 해당하는 경우 문제음주에 걸릴 위험이 높은 것으로 파악되었다. 본 연구는 이론 및 실증적인 논의를 토대로 주거빈곤이 문제음주에 중요한 예측요인임을 파악하고, 보다 포괄적인 주택정책실시 방안을 마련해야 함을 제언한다.

주요 용어
주거빈곤문제음주패널분석고정효과

Ⅰ. 서론

사회학자이면서 의사이기도 한 Waitzkin(1983)은 ‘이차적 아픔(Second Sickness)’이란 용어를 사용해 불건강의 사회 기원을 제시했다. Giddens(2009)는 사회경제 지위가 오랜 시간에 걸쳐 변화하며, 사회경제 지위에 따라 개인은 서로 다른 생존기회와 경험을 함을 덧붙였다. 영국의 저명한 건강불평등 학자 Wilkinson(2011)은 국민의 건강수준이 국가 내 스스로의 상대적 경제지위에 상당한 영향을 받아, 하위 계층의 평균적인 국민 건강 수준이 대부분 국가에서 다른 계층과 비교하여 낮게 나타남을 설명하였다. 기존 연구는 주택소유가 우리나라에서 안정적인 주거권 보장 역할에서 더 나아가 자신의 계급을 상징하는 수단으로 기능함을 말해주었다(박명희 외, 2006). 이처럼 주택을 포함한 자산이 가진 상징적인 기능은 이에 따른 경험과 생존기회를 낳아 건강상태에 영향을 미친다(이숙현, 2016).

경제 지위 중에서도 주거는 인간 삶에 장기적인 영향을 미쳐, 누적된 심리 및 행동 양상의 결과로 나타난 중독증상을 보다 정확히 파악할 수 있도록 한다. 중독은 단기간의 문제적 행동이 아닌 행위가 지속적으로 유지할 때 발생하므로 생애주기적인 관점에서 고려하지 않으면 영향을 과소평가할 수 있다. 주거를 포함한 부는 한세대에서만 영향이 지속할 뿐 아니라, 다음세대 까지 영향을 미쳐 소득보다 상대적으로 인간 삶에 장기적인 영향을 미친다. 특히 한국의 경우 경제 지위가 세습하는 양상을 가지고(유종일 외, 2015), 소득격차보다 자산불평등이 보다 극심한 양상을 띠며 퇴직 연령이 비교적 낮아, 주거를 포함한 자산이 사회적으로 가지는 의미가 중대하다. 고소득자와 저소득자의 소득차이는 가처분소득을 기준으로 점유율이 상위 10%는 29.1% 그리고 하위 20%는 3.5%를 기록해 8배 격차를 기록했다(유종일 외, 2015). 반면, 주거를 포함한 순자산은 상위 10%가 43.7%를 점유한 반면 하위 20%는 0.6%만을 차지하여 격차가 무려 73배에 이른다.

부에 막대한 비중을 차지하는 주거는 베버리지 보고서의 ‘다섯 가지 거인들(five giants)’에도 분류되듯 핵심적인 복지 영역이다. 베버리지 보고서는 전쟁 이후 영국 재건을 위해 발표하였지만, 현대사회복지 정책과 발전을 위한 의사결정을 하는데도 널리 인용된다. 베버리지 보고서에서 지적한 역부족한 수입인 궁핍, 불충분한 일할 기회를 의미하는 실업, 열악한 주거환경에 해당하는 불결, 질 낮은 교육을 뜻하는 무지 그리고 부실한 의료서비스로 인한 질병은 각각 사회보장, 고용, 주거, 교육, 보건의료란 복지기둥과 연결된다(Hudson, Kuhner & Lowe, 2008, p.32).

이처럼 주거는 인간의 기본 욕구와 직접적으로 연결되는 핵심적인 사회권이다. 영국 사회학자 기든스(Giddens, 1991)는 주거를 사회생활이 이루어지고 모든 재생산이 창출되는 중심 장소라고 말했다. 프랑스 사회학자 바슐라르(Bachelard, 1992)도 주거는 정신 복지에 가장 결정적이며, 집안의 방, 기억, 가구 등이 집을 편안한 은신처(sanctuary)로 만든다고 덧붙였다. 정신복지에 결정적인 역할을 하는 주거는 인간 기본생활에 해당하는 의・식・주 중 하나로 필수 항목이다. 주거는 Maslow(1954)가 제시한 욕구 5단계에서 1단계 생리적 욕구충족에 해당하는 안전 욕구를 만족시킬 수 있는 주요 수단이다. 주거구입과 임대비용은 상당한 비용을 수반하므로, 주거는 경제적 보상 역할을 한다. 주거는 사회관계망을 유지하고 친밀감을 형성하며, 스스로 살아갈 수 있는 공간을 제공해 경제적인 독립성과 사생활 자유를 보장 한다. 편리한 주거공간은 생활에서 기능적인 욕구를 충족하는데 도움을 준다(최성재, 장인협, 2010). 이에 근거하여 우리나라 헌법은 국가가 국민 주거권을 보장할 책임이 있음을 명백히 규정하고 있다. 헌법 제35조 제3항은 ‘국가는 주택개발정책 등을 통하여 모든 국민이 쾌적한 주거생활을 할 수 있도록 노력하여야 한다’고 명시하였다.

주거는 필수적인 인간 삶 전반에 관여하여, 단순한 물리적 공간을 넘어 혼인, 안전, 사회보장, 가족생활, 건강 등 개인 생활의 근거지이자 사회생활을 기초로 삶의 질 전반과 밀접히 연관된다(김동배, 유병선, 신수민, 2012). 주거는 세대 특성과 무관하게 모든 세대에게 있어 핵심적인 삶의 터전이다. 상대적으로 진입한 노동시간의 기간이 짧고, 자산 및 노동소득도 적은 사회초년생에 해당하는 청년계층에게(배호중, 2017) 적절한 주거 환경 마련은 인생의 큰 과업이자 스트레스 요인이다. 혼인장려를 위해 정부가 개선해야 하는 문제를 조사한 결과, ‘주거문제’ 응답자가 43.1%를 차지하여 가장 높게 나타났으며(보건복지부, 2016), ‘고용문제’(37.8%), ‘자녀양육문제’(9.2%), 그리고 ‘결혼비용문제’(8.9%)가 각각 그 뒤를 이었다(보건복지부, 2016). 노인은 은퇴 및 기능적 건강상의 제약으로 다른 세대에 비해 집에서 머무는 시간이 길어, 주거환경이 일상생활에 차지하는 비중이 보다 크다(김동배, 유병선, 신수민, 2012). 면역력이 취약한 노인에게 주거는 특히 건강에도 막대한 영향을 미치는데, 습기가 높은 주거는 노인 호흡기와 건강에 치명적으로 작용한다(Hunt, 1993). 이처럼 주거는 삶의 전반에 영향을 미쳐 적절한 주거환경은 신체건강 악화를 예방하며, 경제활동참여를 위한 자기 계발 공간의 토대가 됨과 동시에 사회 및 정서적 안정감을 고취한다(Dorbil, Morin, Beaulieu & Robert, 2005).

주거빈곤은 단순한 건강상태 및 화재와 각종사고로 인한 외상 뿐 아니라, 건강증진행위도 예측하며, 특히 문제음주 행동에 영향을 미친다. 문제성 음주는 단순히 소득이 적고 많음을 의미하는 수준보다, 소득빈곤 및 주거빈곤과 같은 극심한 경제 및 환경적 고통을 수반하는 취약한 상태와 연결된다. 사람의 의지력은 한정적이여서(Myers, 2015), 빈곤과 같은 극심한 경제상황은, 스트레스를 유발하여 에너지를 고갈시켜 건강증진행위 실천을 어렵게 한다(이숙현, 2016). 보건복지부에서 실시한 2016년도 실태조사자료는, 안정적인 주거가 없는, 곧 가장 극단적인 주거 상태에 놓였다고도 해석할 수 있는 노숙자의 약 40%가 음주자임을 나타내었다(메디컬투데이, 2017. 10. 5.). 이 중 알코올 의존성 평가도구(CAGE)로 문제성 음주를 측정한 결과 전체 음주자의 45.3%가 문제성 음주자로 조사되었다. 여기서 음주량과 음주빈도로 문제음주를 파악할시 문제성 음주자가 무려 70.4%에 달한다. 주거와 음주와의 관계를 설명한 기존 연구에서도 무허가 및 영구임대 주택에 거주하는 경우 음주 문제가 보다 심각함을 보여주었다(이정숙, 이선영, 이선미, 2013). 빈곤계층은 질병을 보다 사후에 치료하는 반면, 부유층은 건강을 예방적으로 관리하여 건강증진행위를 꾸준히 실천하는 경향을 보인다(한국보건사회연구원, 1996). 단순히 소득의 많고 적음에 관한 정보를 제공하는 소득수준과 음주량은 비례한다는 연구결과도 보고되어 논의가 분분하지만(김윤영, 문진영, 김미숙, 2018), 문제성 음주와 음주로 인한 사망은 대다수 연구에서 통일적으로 빈곤계층에게서 더 높은 비율을 차지한다(한겨레사회정책연구소, 2015). 기존연구에서 교육수준과 소득수준은 음주빈도와 비례하게 나타났음에도 동일 연구에서 매일음주는 오히려 교육수준과 반비례하며, 소득은 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않음이 나타났다(김윤영, 문진영, 김미숙, 2018).

사회적으로 음주가 미치는 심각성이 치명적이므로 음주에 대한 사회대책 방안 마련은 시급하다. 음주는 신체 및 정신적 문제를 야기하며(Rehm, 2011), 지속적인 문제성 음주는 가정해체, 범죄, 재정문제, 실업 및 직장문제로 이어질 수 있다(Casswell & Thamarangsi, 2009; Klingemann & Gmel, 2001). 음주 발생 빈도 차원에서 음주의 사회적 심각성은 국민건강영양조사에서 조사한 통계자료에서 나타난다. 해당 조사는 만 19세 이상을 대상으로 하였으며, 남성은 1회 평균 음주량이 7잔 이상인 경우를, 여성은 주 2회 이상 음주하면서, 1회 평균 5잔 이상 음주를 하는 경우를 고위험음주로 측정하였다. 조사결과 남성 고위험 음주 비율이 2013년 19.7%, 2014년 20.7%, 2015년에는 20.8%로 나타났으며, 여성 고위험 음주 비율은 2013년 5.4%, 2014년 6.6% 그리고 2015년 5.8%로 나타났다(보건복지부 질병관리본부, 2015). 특히, 30대에서 40대 남성은 4명 중 1명이 고위험 음주자임이 보고되어, 문제음주는 개인적 차원을 넘어 이미 심각한 사회문제로 파악되었다. 2014년 유로모니터(Euro-Monitor)는 세계 44개국을 대상으로 알코올 고도 함량 주류 소비량을 보고하였는데 한국은 주당 13.7잔을 기록하여, 6.3잔으로 2위에 오른 러시아보다 2배 정도 높았다(Ferdman & King, 2014). 알코올은 60가지 질병 사고 및 폭력에 직간접적인 발생 원인으로 알려져 있다(김광기, 2015). 음주가 발생 원인이 될 수 있는 대표적인 암에는 후두암, 식도암, 인두암, 구강암, 직장암 및 유방암이 해당한다(김광기, 2015). 과한 음주행위는 대뇌피질에 작용해 자제력에 부정적인 영향을 미치며, 연수기능을 방해한다(김주현 외, 2018). 저해된 연수기능은 호흡곤란과 심장박동에 문제를 발생시켜 사망으로까지 이어진다(김주현 외, 2018). 문제성 음주는 심혈관 및 간질환과 같은 신체문제를 발생시키며, 중추신경계에 작용하여 인지기능 및 알코올성 치매를 일으킨다(이숙현, 한창근, 2019). 이처럼 음주 문제는 다양한 정신질환과 연계되어, 막대한 사회적 손실로 이어진다. 건강보험정책연구원이 발표한 자료에 의하면, 2015년을 기준으로 흡연의 사회경제적 비용은 7조 1258억원인데 반하여, 음주는 9조 4254억원으로 나타났다. 이는 흡연보다 무려 2조 3266억원 더 높은 수치다(건강보험정책연구원, 2015).

문제성 음주는 거대한 사회비용을 초래하여 해결방안 마련 필요성이 사회적으로 제기되었으며, 문제음주를 선행하는 다양한 변인에 대한 연구가 논의되었다. 문제음주에는 다양한 요인들이 영향을 미치지만, 연구의 전체적인 흐름은 다음과 같이 요약할 수 있다. 문제음주는 자아존중감을 포함한 긍정적 정신건강(김지훈, 강욱모, 2016; 이숙현, 한창근, 2019; 허만세, 2012; Dehart et al., 2009) 우울과 스트레스와 같은 부정적 정신건강(강상경, 권태연, 2008; 장수미, 경수영, 2013)과 같이 정신건강과 문제음주와의 관계에 대한 논의가 활발히 이루어졌다. 즉 자아존중감 및 삶의 만족도가 높은 사람은 사회적 위험 및 스트레스 상황에서 음주 행위를 할 가능성이 보다 낮게 나타났다. 부정적 정신건강인 우울 및 스트레스는 건강증진행위에 영향을 미치는 세로토닌, 도파민, 노르에피네프린과 같은 신경 화학적 요인 변화를 가져와(박원명, 민경준, 2012) 문제성 음주행위 위험을 높이는 것으로 선행연구에서 논의되었다. 정신건강 뿐 아니라 문제성 음주는 성별(이숙현, 한창근, 2019; 이은지, 전혜정, 2015) 및 연령집단(김영희, 손창우, 2018; 이숙현, 한창근, 2019) 간의 상이함과 같이 생물학적 차이에 주목해서도 논의가 전개되었다. 가족과 문제음주의 관계에 대한 논의도 이루어졌는데 동거가구원수(이창인, 김학렬, 박동건, 1998) 및 가족형태(이은지, 전혜정, 2015; 임정재, 이민아, 2013)와 문제음주에 대한 논의도 진행되었다. 일반적으로 동거가구원수는 문제음주 행위를 보호하는 요인으로 결과가 제시되었으며, 가족과 같은 주변인의 조언이 대중미디어보다 긍정적인 건강행위를 보다 효과적으로 증진함이 선행연구를 통해 나타났다(Nguyen et al., 2010).

국내외 선행연구들은 사회경제적요인과 문제음주와의 관계를 설명하는데도 많은 기여를 했으나, 사회경제적 요인 중 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향을 기술한 연구는 역부족한 실정이다. 특히, 사회경제적 요인인 주거빈곤과 문제음주와의 관계에서 방향성 논의가 여전히 분분하다는 점은 학문적 논의가 보다 흥미로울 수 있음을 시사한다. 주거빈곤과 문제음주의 방향성에 대한 논의는 ‘선택과 인과론’과 ‘특정결정요인론’의 대립되는 관점에서 설명할 수 있다(Wilkinson, 2011). ‘선택과 인과론’은 문제음주 행위는 근로능력 약화 및 음주문제로 인한 사회 편견 노출로 정신적 어려움을 겪어, 쾌적한 주거 마련을 보다 어렵게 함을 설명한다. 반면, ‘특정결정요인론’은 주거빈곤 계층이 열악한 주거 환경으로 정신건강이 보다 취약한 상태에 있어, 취약한 상태 해소를 위한 문제성 음주행위를 발전시킬 위험이 큼을 설명한다. 특정결정요인론은 열악한 사회경제적 지위가 사회 편견을 경험하도록 하며, 이로부터 발생한 우울 및 스트레스와 같은 정신적 취약상태 극복을 목적으로 음주 섭취가 이루어질 수 있음을 설명한다. 특정결정요인론은 주거담보대출 등에서 겪는 불이익으로 주거빈곤계층이 소비활동에서 보다 어려움을 겪고, 이에 따른 스트레스 해소를 위한 문제성 음주행위를 설명하는데도 인용된다. 동일선상에서 건강을 사회생태학적인 관점에서 서술한 수많은 연구들이 주거빈곤과 같은 사회경제적 요인을 최상위 수준으로, 그리고 심리사회적 요인 및 문제음주와 같은 건강행위를 이에 대한 하위 요인으로 제시한다(이숙현, 2016). 후속 연구에서 수차례 인용한 Dahlgren과 Whitehead(1991)가 제시한 건강모형 역시 주거환경을 알코올 문제를 포함한 개인 행태요인보다 선행하여 서술하였다. 실천적인 측면에서도 주거는 건강 행위에 선행하는 요인으로 알려져 있는데, 한 연구는 약물 치료를 조건으로 주거를 불안정하게 지원한 집단보다, 약물치료에 대한 조건없이 쾌적한 주거를 초기 안정적으로 제공한 집단에게서 알코올 문제가 보다 효과적으로 낮아졌음을 보여주었다(Baxter et al., 2019). 국내연구에서도 주거를 포함한 자산이 신체건강의 설명요인임을 제시하였으며, 이를 토대로 국민 건강 수준을 향상시키기 위해서는 보건정책보다 사회경제적 개입이 우선시 되어져야 함을 논의하였다(이숙현, 2016). 여러 선행연구들은 다양한 사회경제적 요인을 문제음주의 예측요인으로 파악하였다. 가령, 소득불평등인식과 빈곤(정슬기, 이수비, 2015), 기초생활수급여부(윤명숙, 김성혜, 채완순, 2008), 소득 및 자산(이숙현, 문상호, 2019)과 같은 다양한 요인이 문제음주를 설명하는 선행요인으로 논의되었다. 하지만 주거상태 및 주거빈곤과 문제음주 관계에 대한 논의는 여전히 역부족하다. 주거빈곤 관련 연구는 건강행위보다는 주관적 건강상태(박정민, 허용창, 오욱찬, 윤수경, 2015; Quercia, Lisa & Bates, 2002) 및 정신건강(김동배, 유병선, 신수민, 2012; 신용선, 2013; 임세희, 김선숙, 2016) 그리고 아동발달(임세희, 2010)을 중심으로 이루어져왔다.

본 연구는 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향을 기술하고, 이를 기반으로 실천 및 정책적 함의 제언을 목표로 둔다. 연구목표를 기술하기 위해 연구문제와 연구가설을 설정하였다. 연구문제로 ‘주거빈곤상태는 문제음주에 영향을 미치는가?’를, 이에 대한 하위 연구가설로 ‘최저주거기준 미달 가구에 속한 성인의 문제음주율이 일반가구에 비해 높을 것이다’를 제시하였다. 주거빈곤이 시간경과에 따라 문제음주에 미치는 영향이 가변적(Erickson, 1982)임을 반영하여, 보다 정확한 결과를 나타내고자 본 연구는 한국복지패널 4차(2009년)부터 13차(2018년)에 걸친 10개년도 종단 데이터를 이용하여 연구가설을 실증적으로 검증하였다. 연구가설의 실증적인 검증과정에서 미관측요인의 내생성을 통제하고자 고정효과를 이용한 패널분석을 실시하였다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향

주거환경은 넓은 의미에서 주거생활을 가능하게 하는 사회경제 및 물리, 심리적 조건을 정의하는 모든 유・무형의 외부조건을 포함한다(박찬규, 1982). 주거는 외부 해로운 환경으로부터 1차적인 방어선(anchor) 역할을 하여, 피난처로서 기능한다(Rapoport, 1990). 특히 여러 학자들은 주거의 물리적 조건의 중요성을 연구를 통해 일관적으로 제시하였다(도나라, 2010). Bonaiuto(1999)는 주거환경의 주관적 특성, 인구사회학적 특성 뿐 아니라 주거의 물리적 특성도 주거애착을 형성하는데 주요한 요인임을 설명하였다. Smith(1994)도 주거가 내포하는 정체성, 사회관계망, 사생활, 물리적 구조 중 물리적 구조가 가장 중요함을 지적하였다. 이처럼 주거환경은 광범위하게 정의할 수 있는 반면, 주거빈곤은 사회적으로 취약한 계층에게만 한정적으로 적용된다. 주거빈곤은 ‘적절한 주거생활(decent housing)’을 충족하지 못한 상태를 통해 파악할 수 있다(임세희, 2010).

사람은 주거를 중심으로 일상생활을 유지하여, 쾌적한 주거환경으로 선택 및 대안이 증가할 수도, 주거빈곤 상태에 따른 제약으로 행동 변화가 이루어질 수 있다(임세희, 2010). 기존연구는 쾌적한 주거환경을 보장하지 않고, 알코올 중독 치료 자체에만 집중하는 방법이 비효과적인 위험한 개입방안임을 실증적으로 보여주었다. 가령, 노숙인에게 약물남용에 대해 어떠한 조건도 제약하지 않고 초기단계에 영구 주택을 실험집단에게 제공했을 때, 영구주택 혜택은 받지 못하였으나 다양한 노숙인 서비스는 제공받은 통제집단과 비교하여, 실험집단의 알코올 섭취량이 크게 감소하였다(Baxter et al., 2019). 해당 정책은 ‘Housing First(HF)’로 개입초기에 영구임대주책을 제공한다는 점에서, 정신건강 및 약물남용 치료를 받는다는 조건에서만 수혜 가능한 ‘Treatment First(TF)’와 대립한다. ‘Housing First’는 도입 당시, 약물치료 조건이 없이 쾌적한 주거환경과 주거안정성만을 제공하여, 약물사용을 효과적으로 개선시킬 수 없을 것이란 비난을 받았다. 하지만 추후 ‘Housing First’와 ‘Treatment First’ 효과를 비교한 여러 연구들은 초기 영구주택을 제공하는 ‘Housing First’가 알코올을 포함한 약물사용에 ‘Treatment First’보다 개입효과가 긍정적임을 보여주었다(Baxter et al., 2019). 이는 쾌적한 주거환경의 안정성을 희생시킨 약물치료보다, 괜찮은 주거환경의 지속적인 제공을 보장하는 것이 음주 문제를 보다 효과적으로 개선시킬 수 있는 방안임을 시사한다. 이처럼 주거는 알코올 중독 개선을 위해 반드시 해결되어져야만 하는 주요한 과제이며, 주거와 문제음주와의 관계는 경제적, 정신적 그리고 환경적인 영역에 걸쳐 광범위하게 이루어짐을 엿볼 수 있다.

경제적인 측면에서 주거빈곤 상태는 제약된 소비상태를 암시하여, 주거빈곤 상태가 문제음주에 부정적인 영향을 미칠 것임을 유추할 수 있도록 한다. 주거가 안정적인 성인은 주거환경을 개선시키기 위한 저축활동을 하지 않아도 되며, 주택담보 대출도 이용이 가능하여 주거빈곤계층보다 소비활동이 활발하다. 노인을 대상으로 한 연구에서도 아파트에 거주하는 노인의 주거만족도가 높게 나타난 이유가, 노인의 소득 증가에서 비롯함을 보여주었다(김소희, 2009). 주거빈곤 상태에 놓인 개인의 열악한 재정능력은, 다른 영역에서 감정해소를 가능케하는 대체기호 부족으로 이어진다. 가령, 가난한 사람들은 상대적으로 값이 싸고 접근하기 쉬운 흡연과 알코올에 중독되기 쉬운 경향을 가지고 있다. 이는 경제적인 취약성으로 다른 건전한 문화영역을 접근하기가 어렵기 때문이다(이창곤, 2007). 경제적인 측면에서 주거가 자산의 한 영역으로써 문제음주에 미치는 긍정적인 영향은 자산복지효과이론에서도 잘 나타난다. 주거와 같은 자산은 일시적으로 생산되고 소비되는 소득과는 다르게 개인의 건강과 삶에 보다 장기적인 관점에서 영향을 미치므로 중독증상을 생애주기적인 관점에서 파악할 수 있도록 한다(이숙현, 한창근, 2017). 문제음주에 선행하는 경제적 요인으로 소득이 중점적으로 논의되었지만, 소득은 보다 단기적인 소비활동과 연계되는 반면, 주거를 포함한 자산은 중대한 지출행위에도 사용될 수 있다(이숙현, 한창근, 2017). 특히, 중독은 단기간이 아닌 장기간에 걸쳐 형성되므로, 일시적인 건강상태보다도 자산복지효과이론이 중독을 보다 효과적으로 설명할 수 있다. 자산복지효과이론1)은 미국의 Michael Sherraden(1991)에 의해 제시되었다. 자산복지효과이론은 사회생태학적인 관점에서 나타내는 대표적인 이론(Sherraden, 1991)으로 자산복지효과이론은 자산과 삶의 만족도(강시온, 한창근, 2018), 심리사회발달(오다은, 2015) 및 건강(이숙현, 한창근, 2017) 등 다양한 요인을 설명하는데 인용되었다. 주거는 핵심적인 자산으로 여러 연구들에서 자산복지효과이론을 주거에 적용하여 설명하였다(임완주, 2016). 자산복지효과이론에서 제시한 두 번째 요인인 자산의 미래지향적인 태도 증가효과는(Bynner & Paxton, 2001) 주거빈곤에 놓인 경우 낙관적인 미래를 기대하기 어렵다는 점에서, 주거빈곤상태가 문제음주에 빠질 위험을 높일 것임을 유추해볼 수 있도록 한다. 즉, 주거빈곤 상태에 놓인 성인은 금주 및 건강한 알코올 섭취를 위한 장기 계획을 세우기보단, 현실적인 문제 해결에만 초점을 두고, 보다 쉽게 알코올 섭취행위에 의존하기 쉽다. 한 인터뷰 자료는 빈곤층이 건강한 삶을 위한 건강증진행위의 중요성을 인식하기 보단, 현재 경제적인 어려움을 해결하는데 중압감을 느끼고 있음을 보여주었다(이창곤, 2007). 주거 자체가 자산으로써 문제성음주를 보호하는 역할을 하기도 하지만, 주거가 자산이 가진 긍정적인 측면을 강화하여 문제성 음주를 예방하기도 한다. 이는 자산의 세 번째 인적자본과 다른 종류의 자산 증대효과(Johnson & Sherraden, 2007)와 연결된다. 안정적인 주거는 투자를 하는데 있어서도 분산 투자가 가능하여 보다 투자와 파산 위험으로부터 보호할 수 있다(Scanlon & Page-Adams, 2001). 즉, 안전한 주거를 가진 사람은 주거가 문제음주에 미치는 긍정적인 영향을 주거 소유권으로 증폭시킬 수 있다.

정신적인 측면에서 주거빈곤 상태는 열악한 환경 속에서 감정소모를 겪고 있음을 보여주며, 이는 문제음주에 상대적으로 통제력이 약할 것임을 예측할 수 있도록 한다. 문제음주는 부정적인 정신건강과 긴밀히 연계되는데 이는 음주가 감정조절을 위한 자가처방 형태로 빈번히 발생하기 때문이다(필립 프로테스, 2015). 사람의 통제력은 한정적인 속성을 가져 어느 상황에서 많은 통제력을 소모하면 상대적으로 다른 상황에서 통제력을 발휘할 수 있는 통제력이 제한된다(Holmes, 2011). 열악한 주거환경에서 이미 상당부분 소비한 감정조절능력은, 다른 요인을 조절하는데 어려움을 겪게 한다. 동시에 자기파괴적인 행동을 통해 소모한 에너지를 충당하고 싶은 유혹에 빠지기 쉽다. 일반긴장이론(GST: General Strain Theroy)은 스트레스와 긴장을 경험한 개인이 부정적인 감정을 해소하기 위한 수단으로 음주, 범죄와 같은 부정적인 행위에 의지하는 현상을 설명한다(Agnew, 1992). 일반긴장이론은 애착관계 부재와 같은 긍정적인 사건 부재가 아닌 부정적인 자극에 초점을 두었다는 점에서 사회통제이론과 구분된다(Agnew, 1992). 부정적인 자극이 야기한 정서 해소를 목적으로 문제행동이 나타남을 주장한 일반긴장이론은, 다른 이론보다 문제행동 원인을 부정적인 사건에 초점을 두고 살펴볼 수 있도록 한다. 일반긴장이론의 긴장 유발 유형에는 친구 및 가족과 같이 가까운 대상의 죽음, 언어 및 신체적 폭력과 같은 부정적인 자극 그리고 목적 달성의 좌절이 포함한다(Agnew, 1992). 주거빈곤을 포함한 재정상의 좌절 및 경제활동 혹은 학업 등에 있어서의 좌절은 문제음주로 이어질 수 있다. 주거는 소득과는 달리 중대한 지출과도 연계되어, 취약한 주거상태는 주요한 위기상황에 대한 대처를 보다 어렵게 한다. 일반긴장이론은 실제 국내외 여러 연구에서 문제음주를 설명하는데도 인용되었다. 가령, 재정상의 문제는 부정적 정서를 매개로 음주 및 약물남용을 예측하였으며(Jang & Johnson, 2003) 대학생의 취업스트레스가 불안을 매개로 인터넷 중독 및 문제음주에 미치는 영향은 일반긴장이론을 근거로 설명되었다(장수미, 경수영, 2013). 국내연구에서도 자산과 우울감의 부적관계를, 낮은 경제지위로 인한 어려움이 상당한 통제감을 요구함에 따라, 다른 영역에서의 감정조절능력을 감소시키기 때문이라고 설명한 바 있다(이숙현, 2016). 특히 주거를 포함한 자산은 노동을 통해 창출하는 소득과는 다르게 상속 및 투자시장에 따라 양상이 달라지므로(유종일 외, 2015) 보다 정신건강에 악영향을 미칠 수 있다. 주거와 같은 자산에서 열악한 위치에 놓인 이들은, 개인의 능력에 크게 좌우되는 소득보다 사회나 부모로 원인을 돌릴 수 있다. 이는 사회에 대한 부정적인 감정으로 연결되어, 문제음주에 악영향을 미칠 수 있다. 가령, Beck(1976)은 인지이론을 제시하여 우울에 대하여 설명하였는데, 우울을 예측하는 세 가지 요인 중 ‘인지삼제’는 세상에 대한 부정적인 인식이 우울에 부정적인 영향을 미칠 수 있음을 설명한다. 실제로 열악한 주거환경은 성인 여성의 사회적 위축감과 심리적 스트레스를 증가하였으며(Wells & Harris, 2007), 노인의 심리적 위축감과 지인 초대에 대한 거부감으로 나타나 사회관계망 축소로 이어졌다(Wells & Harris, 2007). 열악한 주거환경으로 인한 노인의 사회적지지 축소는 고독감과 외로움으로 나타날 수 있다(Wells & Harris, 2007). 주거욕구는 건강인식에 대해서도 유의미한 영향을 미침이 보고되었다(Dunn, 2000). Seligman(2011)은 경제적 어려움으로 겪은 무력감은 학습되어 다른 영역에서도 무력감을 보인다고 설명한다. 주거빈곤 상황을 해결하는데 무력감을 학습한 개인은 음주를 통제하는데 있어서도, 연속적인 태도를 보이기 쉽다. 이는 생리학적으로도 설명되는 기제인데, 개인이 경제적으로 통제감을 발휘할 때 분비되는 세로토닌, 노르에피네프린 그리고 도파민과 같은 긍정적인 호르몬은 목표수립 뿐 아니라 지속성에도 관여한다(박원명, 민경준, 2012). 긍정적인 주거환경은 건강증진행위를 위한 계획수립에 도움을 줌과 동시에, 금주계획을 지속적으로 실행하는데도 도움을 줄 수 있다(박원명, 민경준, 2012). 유리한 주거환경은 자존감을 향상시켜, 건강행위의 중요성을 인식하게 할 뿐 아니라 실천율도 증가시킨다(김명숙, 2014; Kahana, Kahana & Zhang, 2005). 동시에 이성적인 생각과 정서조절에 관여하는 전두엽피질 역할 유지에 작용하여(Kuhar, 2012), 충동적이고 감정적인 행동을 야기하는 편도체 활성화를 통제해 반사적 음주행위가 발생하지 않도록 할 수 있다(Kuhar, 2012).

환경적인 관점에서, 개인환경합치이론은 주거빈곤상태가 개인이 환경에 대해 가진 욕구를 충족하지 못하여, 문제행동이 나타날 수 있음을 ‘환경 속의 인간’ 관점에서 이해할 수 있도록 한다. 즉, 개인환경합치이론은 개인욕구에 환경이 부합할 때, 안락과 만족을 느끼며, 개인욕구에 환경이 합치하지 못할 때 스트레스와 불안을 느낀다고 설명한다. 개인합치이론은 주거가 경제 및 사회적인 측면에서 뿐 아니라, 주거 시설과 구조와 같은 환경적인 측면이 직접적으로 삶의 질에 중요한 역할을 할 수 있음을 시사한다(남기민, 남현정, 2013). 가령, 통상적으로 부족한 채광은 우울감을 60%, 부적절한 조망은 40%, 소음으로 인한 방해는 40% 증가시킨다. 소음이 수면장애를 유발할 시 우울증이 2배 가량 증가한다(WHO, 2007). 국내 연구에서도 지하주거는 침수와 같은 자연재해로 인한 위험을 높여 기본적인 안전을 위협하고, 열악한 채광과 환기는 정신건강에 해로움을 보고하였다(최승철, 2007). 개인환경합치이론 상 최저주거기준미달 가구에 속한 경우 우울감 및 불안감이 일반가구보다 높을 확률이 크며, 문제음주율 역시 보다 빈번히 발생할것임을 추론할 수 있다. 물리적으로 한정된 주거공간으로 인한 스트레스(Stokols et al., 1978)와 개인 방 부재에 따른 사생활 침해(임재현, 2011) 그리고 공동 화장실 사용에서 오는 부적절한 위생관리(이은정, 2011)는 주거빈곤 계층이 일반적인 주거 생활을 하는 사람들보다 문제성 음주율에 보다 취약한 상태에 이르도록 한다. 주거공간의 악취와 소음은 우울과 같은 심리적 장애 뿐 아니라 수면 장애 및 일상 활동과도 관련이 있다(정유림 외, 2012). 주거만족과 과밀여부는 주관적 건강상태에 유의미한 영향을 미치며(Dunn & Hayes, 2000), 쾌적한 실내환경은 노인의 자아존중감과 삶의질을 향상한다(최은영, 2011) 구조적으로 안전하지 못한 주거환경은 스트레스와 불안, 분노, 사기저하, 소외감 등을 거주자에게 유발하며(임세희, 2010), 주거빈곤의 낙인효과는 부정적인 자기정체성으로 이어지며, 과밀한 주거조건은 긴장감을 유발한다(Plant, 1930; Wilsfang & Scarbecz, 1990). 실제 국내 일부도시지역에 한정하여 성인 359명을 대상으로 조사한 결과, 영구임대 및 무허가 지역에 거주하는 경우 문제성 음주율이 보다 높게 나타났다(이정숙, 이선영, 이선미, 2013). 다변량 잠재성장모형을 이용하여 1인 가구의 주거환경만족과 음주 수준의 직접적 관계에 대해 살펴본 기존 연구에서도 주거환경만족 초기값이, 1인 가구 음주수준 초기값과 음주 수준 변화 모두에 영향을 미침을 보여주었다(이희정, 2018). 즉 초기 주거환경 만족 수준이 낮을수록 음주량이 높고, 시간 경과에 따라 음주량이 빠르게 증가함을 나타내었다.

2. 문제음주 결정요인

문제음주에는 개인의 주거 빈곤 뿐 아니라 개인특성을 포함한 다양한 사회환경 요인들이 영향을 미치기 때문에 이를 통제할 필요가 있다. 다양한 사회환경요인들의 통제 필요성을 인지하고 기존 선행연구는 Bronfenbrenner(1979)의 사회생태학적이론을 인용하여, 문제음주를 설명하였다(이숙현, 문상호, 2018). 사회생태학적이론은 개인적인 요인의 설명기제를 사회학적으로 접근 할 뿐 아니라 심리학적인 접근도 포함해야함을 주장한다. 여기서 사회학적 접근은 사회구조적인 차원에서 설명하는 것을, 심리학적 접근은 사회와의 관계를 통해 해석하는 것을 의미한다(신명희 외, 2017, p.52). 사회생태학적이론을 적용하여, 문제음주를 포함한 중독증상을 연구한 대표적인 학자로는 Jessor와 Jessor(1977)가 있다. Jessor와 Jessor(1977)는 문제음주를 인간과 사회가 소통해서 생긴 결과물로 해석했다. 동일선상에서 Jessor와 Jessor(1977)는 문제음주를 가족구조, 교육수준, 종교 등 다양한 인구사회학적인 요인을 포함해서 설명하였다. 본 연구에서도 문제음주를 사회환경적인 맥락하에서 접근하는것의 중요성을 인지하고 문제음주를 설명하는 요인들로 생물학적요인(건강상태, 나이), 사회네트워크요인(배우자유무, 종교, 가구원수) 그리고 사회경제적요인(경제활동참여여부, 교육수준, 가계총소득)을 통제변수로 포함하여, 주거빈곤과 문제음주와의 관계를 사회생태학적 요인들을 통제해 보다 정확히 규명하였다.

주관적 건강인지가 높은 개인의 경우 보다 나은 미래가 예측 가능하므로 건강한 삶을 유지하는 욕구가 높아 음주와 같은 부정적인 건강행위로부터 개인을 보호한다. 신체적으로 건강한 사람은 건강에 대한 만족감으로 보다 긍정적인 정신건강을 형성하여 문제음주 통제에 유리하다. 신체적으로 건강한 사람은 신체활동에 제약을 건강하지 못한 사람보다 덜 받기 때문에, 여가 시간에 음주보다는 등산과 같은 다른 문화생활을 누릴 수 있다.

연령에 따라 우리나라 성인의 문제음주 양상은 다르게 나타난다. 가령, 청년기에는 입시스트레스 및 취업불안을 위한 음주행위가 나타나며(이원재, 2001), 중·장년기에는 자녀의 결혼 및 은퇴와 같은 사회적 관계망의 축소와 관련하여 음주행위가 두드러진다(김지훈, 강욱모, 2016). Kendler, Schmitt, Aggen, Prescott(2008)은 생애주기 초반에는 환경적 요인이 음주에 많은 영향을 미치지만, 35세 이후에는 유전적 요인이 차지하는 비중이 증가함을 제시하였다.

배우자는 정서적인 지지를 제공하고, 문제음주 예방을 위한 직접적인 조언과 도움을 제공한다. 대중매체가 제공하는 건강정보보다 배우자를 포함한 가족 및 친밀한 주변인에 의한 건강증진행위 권유와 조언이 긍정적인 행동변화에 보다 효과적이다(Nguyen et al., 2010). 실제로도 기혼집단은 사별, 이혼, 미혼과 비교했을 때 현저히 낮은 문제음주율을 나타낸다(이용철, 임복희, 2010). 청년의 문제음주에 미치는 영향요인을 데이터마이닝을 이용해 분석한 기존연구에서도, 의사결정나무모형 분석 결과 배우자유무가 문제음주 예측변인 중 흡연여부, 성별 다음으로 중요도가 높게 나타났다(이숙현, 문상호, 2018).

종교는 종교생활을 함께하는 공동체를 형성하고 사회 관계망을 넓혀 정서적으로 문제음주에 빠질 위험을 줄인다. 일상생활에서 부딪히는 여러 스트레스를 공동체 안에서 타인과 나눌 수 있으며, 신앙심에 의지할 수 있기 때문에 정서적인 측면에서 알코올 중독에 걸릴 확률이 적다. 기독교와 천주교는 금주가 교리로 성경에 명시되어 있어 음주행위를 직접적으로 제재한다. 기독교와 천주교 뿐 아니라 불교 수행에 속하는 위빠사나 명상도 문제음주로부터 보호하는 효과를 가진다. 가령, 불교 위빠사나 명상에서 종교적인 색체를 제거하여 대중화시킨 마음챙김명상은 우울 및 트라우마 뿐 아니라 알코올중독치료에(신정연, 손정락, 2011; 이용주, 2014) 직접적으로 적용하여 효과를 보고 있다.

가족은 사회네트워크에서 핵심 역할을 수행하며, 주요한 문제음주 예측변인이다. Coleman(1994)은 사회네트워크가 가족내와 가족외 사회적자본으로 나뉘며, 이때 가족이 사회적 관계망에서 중심을 차지한다고 제시하였다. 가족은 사회적 지지를 제공하여 사회 통합(social integration)과 건강행위를 직접적으로 통제해 사회적 통제(Social control) 역할을 동시에 수행한다(임정재, 이민아, 2013). 해외 연구에서도 대중 미디어보다 가족과 같은 친밀한 사람들이 권유하는 건강 조언이 보다 효과적임이 나타났다(Nguyen et al., 2010). 1회 음주횟수와 평균주량을 곱해 음주량이 상하 각각 1/3에 해당되는 소량음주군과 과량음주군을 비교한 결과, 소량음주군에서 동거가족수가 통계적으로 유의미하게 높게 나타났다(이창인, 김학렬, 박동건, 1998). 문제음주를 종속변인으로 파악한 기존연구에서도 가구원수는 유의미한 영향을 미치는 것으로 파악되었다(이숙현, 문상호, 2018). 해당연구에서 가구원수는 의사결정나무모형 분석결과, 흡연여부, 성별, 배우자유무 다음으로 문제음주를 설명하는 주요한 요인이었으며, 로지스틱회귀 분석을 실시한 결과에서도 통계적으로 유의미한 변인으로 파악되었다(이숙현, 문상호, 2018).

많은 우리나라 직장에 강압적인 음주문화가 퍼져있어(허만세, 2012) 경제활동참여는 문제성 음주 위험을 높인다. 직장 내 위계적인 구조 및 강압적인 회식 문화는 음주 거부 의사를 표현하기 어렵게 한다. 국내 10대 기업에 근무하는 사무직을 대상으로 한 연구에서도 기업 내 부정적인 음주문화가 문제성 음주 위험률을 유의미하게 높이는 것으로 판명되었다(권구영, 2005). 송년회식에 대한 의견을 직장인 629명을 대상으로 조사한 결과, 57.2%가 부담스럽다고 답하였다(뉴시스, 2017. 12. 12.). 복수응답을 통한 설문결과, ‘늦은시간까지 이어져서’(52.8%)가 응답률이 가장 높았으며, 그 뒤를 ‘연말을 조용히 보내고 싶어서’(49.2%), ‘억지로 술을 권하는 분위기라서’(35%), ‘임원들과 회식하는 것이 부담되서’(32.8%), ‘과음하는 분위기라서’(31.9%), ‘주로 업무나 성과 이야기를 해서’(22.5%)의 순으로 높은 응답률을 기록했다.

교육수준은 보다 괜찮은 일자리와 교육수준 자체가 상징하는 사회적 지위효과로 보다 나은 삶을 보장한다(이숙현, 한창근, 2019). 교육수준은 삶의 질을 전반적으로 향상하여 긍정적인 정신건강을 형성할 뿐 아니라, 건강정보 접근성도 높인다. 한국 농촌노인을 연구대상으로 의료정보문해력을 살펴본 결과에서도 교육수준이 높을수록 의료정보문해력이 긍정적으로 나타났다(이선아, 박명화, 2010).

소득은 음주를 대신할 수 있는 다양한 대체기호를 허용하고, 경제지위를 대변하여 문제적 음주행위로부터 보호할 수 있는 유리한 사회심리적 기제를 형성한다. 저소득층은 다양한 문화생활을 누릴 능력이 없어, 알코올 함량이 높은 문제적 음주행위에 빠질 위험이 크다. 기존 연구에서도 소득은 음주 행위를 다른 긍정적인 여가활동으로 대체하여 건강행위를 증진시키는 것으로 나타났다(정설, 2015). 일반적으로 월간음주율은 소득과 비례하지만, 문제음주율은 저소득층에서 더 높게 나타난다(한겨레사회정책연구소, 2015).

Ⅲ. 연구방법

1. 분석자료 및 연구대상

본 연구는 한국복지패널을 사용하였다. 한국복지패널은 보건복지부, 한국보건사회연구원 그리고 서울대학교에서 설계와 조사를 수행하고 있다. 한국복지패널은 2006년도부터 현재까지 서울과 7개 광역시 및 제주도를 포함한 전국적인 대표성을 가지는 종단조사이다. 표본은 2005년도 인구주택총조사 자료의 90%를 이용하여, 2006년도 국민생활실태조사 30,000 가구를 대상으로 2단계 층화 집락 추출하였다. 추출한 가구 중 저소득층과 일반가구 각각 3500 가구를 층화집락계층추출 방법을 통해 표본 7000가구를 선정하였다. 이로부터 최종적으로 7,072 가구를 1차년도 데이터를 형성하였다. 한국복지패널은 표본 50%를 중위소득, 소득 60% 이하에 해당하는 저소득층(빈곤선 120% 이하 가구) 그리고 중위소득 60%를 초과하는 일반가구를 50%로 정하여 저소득층 가구를 과대표집하였다.

본 연구는 한국복지패널 4차(2009)년도부터 13차(2018)년도까지 총 10개년도 데이터를 이용하였다. 대상자는 모든 차수에 연속적으로 응답한 20대 이상 성인만을 포함하기 위해 머지 후 결합하였다. 결측값은 EM회귀분석과 다중대입을 이용하였으며, 총 77.740 성인을 분석에 이용하였다.

2. 변수의 조작적 정의 및 측정방법

가. 종속변수: 문제음주

문제음주 여부는 세계보건기구가 개발한 알코올 사용장애 식별검사(AUDIT: Alcohol Use Disorder Identification Test)를 사용하였다. AUDIT은 ‘1년간 평균 음주량’, ‘음주시 마시는 술잔 횟수’, ‘한번에 술좌석에서 6잔 이상 마시는 경우’, ‘술을 마시기 시작하면 중간에 그만둘 수 없었던 경험’, ‘해야 할 일을 술 때문에 하지 못한 경험’, ‘과음을 한 다음날 해장술을 마셔야 했던 경험’, ‘술을 마신 훼 좌절감을 느끼거나 후회한 경험’, ‘술 마시고 필름이 끊긴 경험’, ‘술로 인해 자신이 다치거나 다른 사람을 다치게 한 경험’, ‘주변 사람들이 귀하의 음주를 걱정하거나 술을 줄이도록 권한 경험’과 같이 총 10문항으로 구성되었다. 본 연구에는 위의 10문항을 합산하여 연속변인으로 측정하였다.

나. 독립변수: 주거빈곤

주거빈곤여부는 최저주거기준 미달여부로 측정하였다. 최저주거기준 미달 여부는 국토해양부가 「주택법」을 근거로 고시한 최저주거기준을 바탕으로 판단하였다. 최저주거기준으로는 가구구성별 최소 주거면적 및 용도별 방의 개수, 필수적인 설비 기준 그리고 주택 구조・성능 및 환경기준과 같이 총 네 가지로 명시되어있다.

최소 주거면적은 1인가구의 경우 1K2)/14m², 2인(부부)가구가 1DK/26m², 3인 가구(부부+자녀1)는 2DK/36m², 4인 가구(부부+자녀2)인 경우 3DK/43m², 5인(부부+자녀3)은 3DK/46m², 6인(노부모+부부+자녀2)의 경우 4DK/55m²를 충족해야만 한다.

방 개수는 1~2인 가구는 1실, 3인 가구 2실, 4~5인 가구 3실, 6~8인 가구 4실 그리고 9인 가구는 5실을 기준으로 하였다. 또한 최소주거면적의 경우 1~6인 가구는 표준 가구구성별 면적기준을 적용하였으며, 7~9인 가구는 6인 가구 기준인 55m²에 5인 가구와 6인 가구의 차이인 9m²을 누적으로 더하여 산출하였다.

필수설비 기준은 단독상하수도, 단독입실부엌, 단독수세식화장실, 단독목욕시설 기준 모두를 충족해야 하며, 어느 하나라도 충족 하지 못할 시 미달로 파악한다.

주거빈곤의 구조・성능・환경 기준은 ‘내열・내화・방열 및 방습’, ‘방음・환기・채광 및 난방설비’, ‘소음・진동・악취 및 대기오염’, ‘해일・홍수・산사태 및 절병 붕괴 등과 같은 자연재해’에 대한 4가지 지표를 이용하였다.

시설, 침실, 면적, 구조・성능・환경의 네 가지 영역 중 어느 한개라도 미충족시 구조・성능 및 환경기준에 미달하는 것으로 파악하였다(김혜승, 2007).

다. 통제변수

통제변수로는 배우자유무, 경제활동참여여부, 종교유무, 주관적 건강상태, 교육수준, 가구원수, 연령 그리고 가계총소득을 사용하였다. 여기서 배우자 유무는 배우자가 있는 경우 1, 없는 경우를 0으로 구분하였다. 경제활동참여여부는 경제활동에 참여하는 경우를 1, 참여하지 않는 경우를 0으로 더미 처리하였다. 종교유무는 종교가 있는 경우를 1, 종교가 없는 경우를 0으로 파악하였다. 주관적 건강상태 변인은 매우건강, 건강, 보통, 건강하지 않음, 매우 건강하지 않음의 리커트척도로 조사되었다. 본 연구에서는 높을수록 주관적 건강상태가 양호함을 의미하는 연속변인으로 처리하여 분석하였다. 교육수준은 무학, 초등학교, 중학교, 고등학교, 전문대학, 대학교로 구성되어있다. 본 연구에서는 연교육수준이 높을수록 좋음을 의미하는 연속변인으로 분석하였다. 가구원수와 연령 또한 연속 변인으로 통제하여 모두 값이 클수록 많음을 의미한다.

3. 분석방법

본 연구는 SPSS 21.0과 STATA 15.0를 이용하여 분석하였다. 우선적으로 빈도 및 기술통계분석을 하여 인구사회학적인 특성을 살펴보았다. 이후 응답자의 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향을 살펴보기 위해 고정효과를 이용한 패널분석을 실시하였다. 패널 자료는 하나의 패널 개체 안에 시계열 변동(within variation)과 패널 개체 간 변동(between variation) 모두를 제공한다. 이는 오차항에 자기상관(autocorrelation) 및 이분산성(heteroskedasticity)을 발생시킬 수 있다. 선형회귀모형에서 OLS(Ordinary Least Square Method) 추정량은 일치추정량(consistent estimator)을 충족하지 않아, 효율적인 추정량을 산출하기 위해서는 GLS(Generalized Least Square) 방법을 사용해야만 한다(민인식, 최필선, 2010, p.90). 패널분석은 내생성으로 인한 편의 문제를 상당 수준 해결할 수 있는 점에서 장점을 가진다(서대교, 황진태, 2015). 고정효과 모형은 시간 흐름에 따라 변하지 않는 패널의 개체 특성을 나타낼 수 있어, 응답자내 변화를 살펴보는데 효과적인 방법이다. 고정효과를 사용하여, 본 연구의 독립변인인 주거빈곤에 대하여, 한 성인에게서 발생하는 주거빈곤 상태의 변화와 같이 ‘개인 내 변화(within-change) 효과도 파악이 가능하다.

Ⅳ. 연구결과

1. 연구대상자의 인구사회학적 특성

본 연구 조사대상자의 인구사회학적인 특성은 <표 1>과 같다.

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표 1.
연구대상자의 인구사회학적 특성(n=77740)
변수 구분 빈도(비율%)
통제변수 배우자유무 배우자 있음 53,726(69.12%)
배우자 없음 24,007(30.88%)

경제활동 참여여부 경제활동 참여 42,114(54.17%)
경제활동 비참여 35,626(45.83%)

종교 종교있음 40,868(52.57%)
종교없음 36,872(47.43%)

주관적 건강상태 (평균=2.57, 표준편차=.97, 최소값=1, 최대값=5)

교육수준 (평균=4.61, 표준편차=1.61, 최소값=2, 최대값=9)

가구원수 (평균=2.84, 표준편차=1.29, 최소값=1, 최대값=9)

나이 (평균=57.56, 표준편차=16.49, 최소값=20, 최대값=112)

가계총소득 (평균=4302.24, 표준편차=5191.13, 최소값=0, 최대값=468209)

lg(가계총소득) (평균=3.48, 표준편차=.39, 최소값=0, 최대값=5.67)
독립변수 주거빈곤 주거 비빈곤 56,546(72.70%)
주거 빈곤 21,194(27.30%)
종속변수 문제음주 (평균=3.25, 표준편차=5.01, 최소값=0, 최대값=40)

먼저 통제변인을 살펴보면, 배우자가 있는 성인은 53,726명(69.12%), 배우자가 없는 성인은 24,007명(30.88%)이다. 경제활동 참여여부는 경제활동에 참여하는 경우가 42,114명(54.17%), 경제활동 비참여가 35,626명(45.83%)으로 나타났다. 종교는 종교가 있는 성인이 40868명(52.57%), 종교없음이 36,872명(47.43%)으로 파악되었다. 건강상태는 평균 2.57(표준편차=.97), 교육수준은 평균 4.61(표준편차=1.61), 가구원수가 평균 2.84명(표준편차=1.29), 나이가 평균 57.56세(표준편차=16.49), 가계총소득이 평균 4302.24천원(표준편차=5191.13)으로 나타났다.

독립변수인 주거빈곤은 주거빈곤에 해당하는 사람이 21,194명(27.3%), 주거빈곤에 해당하지 않는 성인이 56,546명(72.7%)를 차지하였다.

종속변수인 문제음주의 경우 평균 3.25(표준편차=5.01)로 나타났다.

2. 주거빈곤집단과 일반집단의 인구사회학적특성 비교

주거빈곤집단과 일반집단을 비교하여 인구사회학적 특성을 제시하였으며, 이를 <표 2>에 나타내었다.

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표 2.
주거빈곤과 일반집단 비교(n=77740)
변수 구분 주거빈곤 (n=21,194) 일반집단 (n=56,546)
배우자유무 배우자 있음 13419(63.3%) 40307(71.3%)
배우자 없음 7770(36.7%) 16237(28.7%)
경제활동 참여여부 경제활동 참여 11373(53.7%) 30741(54.4%)
경제활동 비참여 9821(46.3%) 25805(45.6%)
종교 종교있음 36872(47.4%) 29746(52.6%)
종교없음 40868(52.6%) 26800(47.4%)
주관적 건강상태 연속 (평균=2.54, 표준편차=.96) (평균=2.66, 표준편차=.99)
교육수준 연속 (평균=4.41, 표준편차=1.59) (평균=4.69, 표준편차=1.61)
가구원수 연속 (평균=2.90, 표준편차=1.40) (평균=2.83, 표준편차=1.24)
나이 연속 (평균=57.48, 표준편차=16.80) (평균=57.57, 표준편차=16.33)
가계총소득 연속 (평균=3736.28, 표준편차=4475.50) (평균=4524.42, 표준편차=5426.42)
문제음주 연속 (평균=3.40, 표준편차=5.21) (평균=3.19, 표준편차=4.94)

먼저 본 연구의 종속변인인 문제음주값이 주거빈곤의 경우 평균 3.40점(표준편차=5.21)으로 일반집단 평균 3.19점(표준편차=4.94) 보다 높게 나타났다. 배우자는 주거빈곤 집단의 경우 13,419명(63.3%)만이 배우자가 있었지만, 일반집단은 40,307명(71.3%)이 배우자가 있는 것으로 파악되었다. 즉, 배우자가 있는 비율이 일반집단에서 약 8% 정도 높게 나타났다. 주거빈곤 집단에 속한 성인 11,373명(53.7%)이 경제활동에 참여하였으며, 9821명(46.3%)이 경제활동에 참여하지 않는 것으로 나타났다. 일반집단에 해당하는 성인은 30,741명(54.4%)이 경제활동에 참여하였고, 25805명(45.6%)은 경제활동에 참여하지 않았다. 종교에 대해서는 주거빈곤 집단에 속한 성인 36,872명(47.4%)이 종교를 가지고 있었으며, 40,868명(52.6%)은 종교를 가지고 있지 않은 것으로 파악되었다. 일반집단의 경우 29,746명(52.6%)이 종교를 가지고 있었으며, 26,800명(47.4%)이 종교가 없는 것으로 나타났다. 주관적 건강상태는 주거빈곤 집단이 평균 2.54점(표준편차=.96)인 반면, 일반집단은 평균 2.66점(표준편차=.99)으로, 일반집단의 주관적 건강상태가 주거빈곤 집단보다 높게 나타났다. 교육수준은 주거빈곤 집단이 평균 4.41점(표준편차=1.59), 일반집단은 평균 4.69점(표준편차=1.61)으로, 일반집단의 평균 교육수준이 주거빈곤 집단 보다 높은 것으로 파악되었다. 가구원수는 주거빈곤 집단이 평균 2.90명(표준편차=1.40)이였으며, 일반집단은 평균 2.83명(표준편차=1.24)로 나타났다. 나이는 주거빈곤 집단의 경우 평균 57.48세(표준편차=16.80)이며, 일반집단은 평균 57.57세(표준편차=16.33)이다. 가계총소득은 주거빈곤집단은 평균 3736.28천원(표준편차=4475.50)인 반면, 일반집단은 평균 4524.42천원(표준편차=5426.42)으로 나타났다.

3. 변수들 간의 상관관계 분석

본 연구에서 분석변인으로 이용한 종속변수, 독립변수 및 통제변수들 간의 상관관계는 아래 <표 3>과 같다. 상관분석 결과 모든 변수들의 상관계수가 0.80 보다 작게 나타나 다중공선성 문제가 발생하지 않음을 확인할 수 있었다.

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표 3.
상관관계 분석결과(N=77740)
배우자유무 경제활동 참여여부 종교 주관적 건강상태 교육수준 가구원수 나이 LG가계 총소득 주거빈곤 문제음주
배우자유무 1
경제활동 참여여부 1
종교 1
주관적 건강상태 .1255*** .3172*** -.0801** 1
교육수준 .0908*** .2955*** -.0475*** .4678*** 1
가구원수 .3510*** .2055*** -.0377*** .3362*** .3803*** 1
나이 -.0324*** -.3384*** .1336*** -.5272*** -.6612*** -.4853*** 1
lg가계총소득 .3046*** .3215*** -.0337*** .4062*** .5156*** .5847*** -.4814*** 1
주거빈곤 -.0768*** -.0053*** -.0006 -.0559*** -.0776*** .0237*** -.0037 -.1100*** 1
문제음주 .0691*** 0.2888*** -.1481*** -.1988*** 0.2177*** 0.1463*** -.2508*** .1870*** .0185*** 1

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

4. 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향

고정효과 모형의 F값은 123.26으로 나타났으며, p<0.001 수준에서 통계적으로 유의미하여 <표 4>의 본 연구에서 검증한 고정효과모형이 유의미함을 알 수 있다.

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표 4.
패널고정효과 분석결과
변수명 Coef.(Robust S.E.)
통제 변수 배우자유무 -.3931***(.0662)
경제활동 참여여부 .4158***(.0365)
종교유무 -.1345***(.0329)
건강상태 -.0338*(.0158)(.0329)
교육수준 -.0350(.0758)
가구원수 .0072(.0213)
연령 -.1065***(.0037)
lg(가계총소득) .2859***(.0518)
독립 변수 주거 빈곤 .1281***(.0278)
상수항 8.5185(.4267)***(.0278)
모형 적합도 관측치 77,740
가구수 7,774
R2 .0733
F 123.26***

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

고정효과모형에서 배우자유무, 경제활동참여여부, 종교, 건강상태, 교육수준, 가구원수, 나이, 가계총소득을 통제한 상태에서, 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향을 살펴보았다. 분석 결과, 주거빈곤이 문제음주에 미치는 β값이 0.1281(p<0.001)로 나타나, 주거빈곤 집단이 통계적으로 유의미하게 높은 문제음주율을 가지고 있는 것으로 나타났다. 구체적으로, 주거빈곤 집단에 속하는 경우, 일반가구에 비해 문제음주값이 평균 0.1281점 높은 것으로 나타났다. 이러한 주거빈곤의 한계효과는 모든 성인에 대해 동일하게 적용된다(민인식, 최필선, 2013, p.113). 이때 추정계수는 각 성인의 시간에 따라 불변하는 이질성(heterogeneity)를 고려한 상태에서 추정한 한계효과이다(민인식, 최필선, 2013, p.113).

통제변인이 문제음주에 미치는 영향은 다음과 같다. 배우자유무가 문제음주에 미치는 영향에 대한 β값은 –0.3931이였으며, 이는 p<0.001 수준에서 유의미하였다. 즉, 배우자가 있는 집단의 문제음주율이 배우자가 없는 집단보다 평균 0.3931 낮게 나타났다. 경제활동참여여부가 문제음주에 미치는 β값이 0.4158(p<0.001)로, 경제활동에 참여 집단의 문제음주율이, 경제활동에 참여하지 않은 집단에 비해 평균 0.4158 높게 나타났다. 종교유무가 문제음주에 미치는 β값은 –0.1345(p<0.001)로 종교가 있는 집단의 문제음주율이, 종교가 없는 집단에 비해 0.1345 낮게 나타났다. 주관적 건강상태가 문제음주에 미치는 β값은 –0.0338로(p<0.05)로 주관적 건강상태가 나쁠수록 문제음주율이 높게 나타났다. 연령의 β값은 –0.1065로(p<0.001), 연령이 낮을수록 문제음주율이 보다 높게 나타났다. 가계총소득의 β값은 0.2859로(p<0.001) 가계총소득이 높을수록 문제음주율이 높게 나타났다. 이외 통제변인인 교육수준과 가구원수는 본 연구모형에서 유의미하지 않게 나타났다.

Ⅳ. 결론

본 연구는 한국복지패널 4차(2009년도)부터 13차(2018년도) 조사 데이터를 각각 머지후 결합한 20세 이상 성인 77,740명을 대상으로 하였다. 결측값은 EM회귀분석 및 다중대입을 이용하였다. 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향을 검증하기 위해, 고정효과를 이용한 패널분석을 실시하였으며, 패널분석 전, 기술통계 및 상관관계를 확인하였다. 본 연구에서 독립변인으로 사용한 최저주거기준미달은 주거면적 및 방의 개수, 주거필수설비기준 그리고 주거의 구조성능환경기준으로 측정했으며, 이 중 어느 하나라도 불충족시 주거빈곤 가구로 파악하였다. 분석결과 주거빈곤을 결정하는 구성요인으로 파악한 최저주거기준미달은 문제음주에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=0.1281, p<0.001). 구체적으로, 주거빈곤 집단에 속하는 경우, 일반가구에 비해 문제음주값이 평균 0.1281점 높은 것으로 나타났다. 통제변인으로 포함한 배우자유무, 경제활동참여여부, 종교유무, 건강상태, 연령 그리고 가계총소득은 유의미하게 나타난 반면, 교육수준과 가구원수는 문제음주에 유의미한 관계가 나타나지 않았다. 보다 구체적으로 배우자가 있는 집단의 문제음주율이 배우자가 없는 집단보다 평균 0.3931 낮게 나타났으며(β=−0.3931, p<0.001), 경제활동 참여 집단의 문제음주율이, 경제활동에 참여하지 않은 집단에 비해 평균 0.4158 높게 나타났다(β=0.4158, p<0.001). 종교와 문제음주 관계는, 종교가 있는 집단이, 종교가 없는 집단에 비해 문제음주율이 평균 0.1345 낮게 보고되었다(β=−0.1345, p<0.001). 주관적 건강상태는 나쁠수록(β=−0.0338, p<0.001), 연령은 낮을수록(β=−0.1065, p<0.001) 그리고 가계총소득은 높을수록(β=0.2859, p<0.001) 문제음주율이 높게 나타났다.

특히, 연구 모형에서 독립변인인 주거빈곤 집단이 일반가구보다 문제음주율이 통계적으로 유의미하게 높게 나타난 연구결과는, 다른 주요 사회경제적 지위를 대표하는 통제변인(교육수준, 경제활동여부, 가계총소득) 결과와의 비교를 통해 보다 중요도 있게 해석할 수 있다. 최저주거기준미달이 문제음주에 미치는 영향이 유의미하게 나타난 본 연구결과는 주거빈곤의 부정적인 영향을 보여준 여러 선행연구결과와 일치하게 나타났다. 가령, 회귀분석-하이브리드 방법으로 주거빈곤이 건강에 유의미한 영향을 가짐을 보여준 연구결과와 일맥상통하였다(박정민, 허용찬, 오욱찬, 윤수경, 2015). 동시에 최저주거기준미달 기간이 길수록 청소년의 주관적 행복감 및 가족관계에 부정적임을 보여준 선행연구(임세희, 김선숙, 2016) 및 주거 점유형태와 주거환경만족도가 우울감에 유의미한 영향을 미침을 보여준 연구결과(김동배, 유병선, 신수민, 2012; 전병주, 최은영, 2014)와도 일치하였다. 본 연구에서 최저주거기준 미달에 속한 가구 분포 또한 선행연구와 일관되게 나타났다. 기술통계를 실시한 결과, 최저주거기준 미달가구는 27.1%로, 전체 인구의 약 4분의 1에 해당하게 나타났다. 이는 주거빈곤인구가 전체인구의 4분의 1, 그리고 빈곤가구의 3분의 1에 해당된다고 제시한 기존 연구와 유사한 결과이다(박정민, 허용찬, 오욱찬, 윤수경, 2015). 반면, 연구결과 교육수준은 문제음주에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 않았으며, 경제활동여부와 가계총소득은 오히려 경제활동을 하는 집단과 가계총소득이 높은 집단에서 문제음주가 보다 빈번히 발생하였다. 즉, 통계적 분석결과 주거빈곤을 제외한 다른 사회경제적 변인들은 모두 문제성 음주가 나타날 확률을 유의미하게 낮추지 않는 것으로 나타났다. 이는 주거빈곤이 사회경제적인 측면에서 상징하는 의미 외에도 면적, 주택의 구조・성능 및 설비와 같이 주거를 구성하는 순수한 환경적인 요소들이 문제음주에 주요한 영향을 미치고 있음을 암시한다. 경제활동참여는 소득을 증대하고 직장 내 새로운 관계를 형성 하여 일반적으로 우울 및 삶의 만족도를 포함한 다양한 정신건강에서 긍정적인 영향을 미치는 요인으로 나타났음에도 불구하고, 압도적으로 많은 연구에서 문제음주에는 부정적인 영향을 미치는 것으로 보고되었다(박여진, 박경옥, 2015; 이숙현, 한창근, 2019). 이는 우리나라 직장에 만연한 음주 강요 문화가 빚어낸 결과로 볼 수 있다(이숙현, 문상호, 2018). 교육수준의 경우 우리나라는 2019년을 기준으로 대학진학률이 67.8%(국가통계포털, 2019)에 달하여, 청장년층에는 상향 평준화가 되어있는 반면, 노년층은 중학교 졸업이하가 과반수를 차지하여 하향평준화됨에 따라, 집단 내에서는 비교적 동질적인 분포를 가져 문제음주에 유의미한 영향을 미치지 않은 것으로 유추된다. 구체적으로 상대적 박탈감은 세대 간 보다는 또래집단과 같은 주변인과의 비교를 통해 보다 빈번히 발생한다. 이때, 집단 내 평등한 교육 분포는 교육과 문제음주와의 관계에서 보호요인으로 작용한 것으로 사료된다. 선행연구는 통상적으로 음주량은 경제지위와 비례하여도 문제음주율과 이로 인한 사망은 저소득층에서 높게 나타남을 보고하고 있다(한겨레사회정책연구소, 2015). 한국노동패널조사 8차(2005)년도 부터 19차(2016)년도 데이터를 이용해 한국인의 음주요인에 대한 변화추이를 패널 분석한 연구결과에 따르면, 저소득층과 매일음주의 관계가 패널분석 결과에서는 유의미하지 않았지만, 시계열 추이에서는 소득분위와 문제음주와의 관계가 부적인 상관관계를 나타내었음을 보여주어 여전히 저소득은 문제음주의 주요한 위험요인임을 보여주었다(김윤영, 문진영, 김미숙, 2018). 본 연구에서 가계총소득과 문제음주율이 비례관계로 나타난 첫 번째 원인은, 주거빈곤여부를 통제하면서, 가계총소득 효과에서 상당수의 소득빈곤계층 효과가 제외되어 나타난 결과로 예상된다. 즉 저소득, 빈곤과 같은 심각한 경제적 어려움이 문제음주에 미치는 영향에 비하여, 전반적인 소득의 많고 적음을 뜻하는 소득수준이 문제음주에 미치는 영향은 미비할 수 있다. 실제 문제음주를 종속변인으로 연구한 기존의 많은 연구에서도 소득은 문제음주(이숙현, 한창근, 2019) 및 매일음주(김윤영, 문진영, 김미숙, 2018)에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 소득이 문제음주에 비례하여 나타난 또 다른 원인은, 최근 “고도적응형 알코올중독”이 사회적 관심사로 부상하는 만큼(보건복지부, 삼성서울병원, 2016) 상위층에서는 소득과 문제음주율이 오히려 비례하여 나타날 수 있다. 고도적응형 알코올중독이란 일상과 음주 영역을 확실히 구분하여, 좋은 직장에 다니고 겉으로는 반듯한 생활을 하고 좋은 평판을 유지하지만, 음주는 조절하거나 통제하는데 어려움을 겪는 증상을 말한다. 음주는 우울 및 스트레스를 해소하는 수단으로도 이용되지만, 좋은 일을 축하하고 여유를 즐기는 여가생활에서도 이루어지므로, 상위계층에서는 높은 소득수준으로 인한 높은 삶의 만족도와 여가생활이 오히려 고위험 음주로 이어지는 양상으로 발전했을 수 있다. 잦은 음주는 높은 우울감 및 스트레스와 비례할 뿐 아니라 높은 삶의 만족도와도 비례하게 나타남이 기존 선행연구에서 일관적으로 제시되었다(김광기, 2015; 박규희, 허원구, 2016; 박여진, 박경옥, 2015). 즉 상대적으로 삶의 만족도 및 자아존중감이 높게 나타나는 상위계층에서는 우울감을 해소하기 위한 음주행위는 이루어지지 않아도, 좋은 기분과 여가시간을 즐기기 위한 음주행위가 보다 빈번히 발생할 가능성이 높다. 본 연구결과와 관련하여, 후속연구에서 소득을 계층별로 구분하거나, 소득집단을 조절변인으로 포함하여 소득이 문제음주에 미치는 영향을 소득집단 간 비교해서 파악할 수 있는 연구가 이루어질 필요가 있다.

위와 같은 이론 및 실증적인 논의를 토대로 주거빈곤이 문제음주에 주요한 요인임을 파악하였다. 연구 논의를 토대로 주거빈곤 대처를 위한 실천 및 정책적 개입 방안의 필요성을 다음과 같이 모색하였다.

첫째, 알코올중독자 및 알코올 문제 개입방안 참여자 중 주거취약계층을 발굴하여, 주거지원정책과 연계하여 실시할 필요가 있다. 올해 정부에서는 정신질환 및 알코올 중독 문제를 가지고 있어 자립에 더욱 어려움을 겪고 있는 노숙인을 위한 지원주택 100호를 추가 지원할 계획임을 밝혔다. 하지만 여전히 지원은 매우 한정적으로 이루어지고 있는 실정이다. 점진적으로 알코올 중독자 및 치료를 받고 있는 사람이 안정적인 주거지를 확보할 수 있도록 조사 및 적극적인 개입을 실시하여, 재활 및 자립에 성공할 수 있도록 도와야 한다. 본 연구 결과와 더불어 여러 선행연구는 알코올치료에 비중을 두어 주거지원에 제약을 설정하는 주거정책보다, 주거 안정성에 초점을 실어, 초기 영구임대 주택을 공급하는 개입방안이 알코올 문제 개선에 보다 효과적임을 나타내었다(Baxter et al., 2010). 이에 알코올 중독 치료를 겪고 있는 사람 중 주거 취약계층을 발굴하여, 괜찮은 주거환경을 안정적으로 지원받을 수 있는 서비스와 연계시킬 수 있어야만 한다.

둘째, 보다 포괄적인 주거정책이 마련되어야한다. 기존의 최저생계비 부분급여로써 기초생활수급자를 대상으로 제공하는 월 평균 4만원의 주거비로는 주거빈곤 문제를 해결하는데 역부족하다. 소득빈곤층만을 중점적으로 지원하는 것이 아닌 주거빈곤에 해당하는 이들을 보다 적극적으로 발굴하고 지원하는 정책 및 사업이 시행되어져야만 한다. 보다 광범위한 주택지원사업을 위한 방안으로는 공공임대주택의 재고율을 높이는 방안이 있다. 우리나라의 공공임대주택 재고율은 2015년을 기준으로 5.9%로 주요 선진국들과 비교했을 때 턱없이 낮은 수준이다(국토교통부, 2017). 가령, 영국의 공공임대주택 재고률은 19.2%, 네덜란드는 35% 그리고 프랑스는 17%로 나타났다(국토교통부, 2017). 이에 공공임대주택의 시설과 구조를 개선할 필요가 있으며, 무엇보다 최저기준충족은 절대적으로 만족시킬 수 있어야만 한다.

셋째, 최저주거기준에 대한 법정기준을 보다 명확히 규정해야한다(이은희, 여경수, 2019). 본 연구는 주택법에 근거하여, 시설, 침실, 면적, 구조・성능・환경을 구성요소로 최저주거기준 미달가구를 파악하여 주거빈곤을 정의하였다. 분석결과, 최저주거미달여부가 문제음주의 주요한 선행기제임이 나타났다. 그럼에도 주택법상 최저주거기준을 구성하는 면적, 시설, 구조・성능・환경 요인이 ‘적절한’, ‘양호한’으로 추상적으로 규정하여 행정주체의 자의적인 판단이 개입될 수밖에 없는 실정이다. 방음・환기・채광 등은 적절한 설비를 갖추도록 요구하지만 구체적인 설비기준이 없고, 소음・진동・악취・대기오염 등 환경요소는 법적기준에 적합할 것을 명시하지만 분명한 법정기준은 부재한 상태다. 사실상 주택법에 명시된 최저주거기준의 무의미성이 지적되어, 보다 일관된 최저주거기준 기준 마련되어져야함을 제언한다.

넷째, 국토교통부장관 및 지방자치단체 장은 최저주거기준미달 가구가 집중된 지역에 임대주택 건설 및 도시 및 주거환경정비법에 명시된 바에 의한 정비사업을 우선적으로 실시할 수 있는 방안을 마련해야 한다(이은희, 여경수, 2019). 현재 주거기본법 제17조부터 제19조는 최저주거기준과 유도주거기준을 설정 및 공고하도록 명시하고 있다. 국토교통부장관은 국민의 삶의질 개선을 위한 최소한의 주거수준을 대표하는 최저주거기준 및 국민의 주거수준 향상을 위한 척도로 유도주거기준을 설정・공고할 수 있다. 하지만 실제적으로 최저주거기준 미달가구를 위한 우선적 주택공급 및 자금지원은 국가 및 지방자치단체의 재량에 맡기고 있다. 주거빈곤 계층에 대한 주거공급이 재량으로 명문화되어 법의 실효성이 미흡한 실정이므로 개선책이 시급하다.

독립변인인 주거빈곤에 대한 대비책과 더불어 본 연구에서는 통제변인에 대한 결과를 바탕으로 다음과 같은 실천적 개입방안의 필요성을 제언하였다.

다섯째, 문제음주의 해결방안은 사회생태학적인 관점에서 모색해야하며, 이를 위해 다양한 정부 부처 간 협력이 요구된다. 본 연구에서 투입한 7가지 통제변인 중 5개가 유의미하게 나타나 문제음주는 사회경제학적 및 인구사회학적 관점을 포함한 사회환경적인 관점에서 접근해야 함이 나타났다. 여성가족부, 보건복지부, 국세청, 교육부, 경찰청 그리고 식품의약품안전처 등 다양한 정부기관이 협력하여 문제를 해결해야만 한다(김광기, 제갈정, 이지현, 2016). 중앙정부는 종합적인 음주피해 예방 대책으로 ‘파랑새플랜 2010’을 최초로 세웠지만, 예산부족과 행정 미흡으로 효과적으로 시행하지 못하였으며, 보건복지부가 맡은 사업만을 포함했다는 점이 큰 한계로 제기되었었다(이숙현, 문상호, 2018). 현재, 여성가족부는 법적 주류 구매 가능 연령을 결정하며, 보건복지부는 음주 예방 교육 및 음주광고 규제와 치료정책을 담당하고 있다. 국세청은 가격정책을, 경찰청은 음주 운전을 포함한 음주관련 범죄를 총괄하고 있다. 교육부는 학생을 대상으로 음주 교육을 실시하며, 식품의약품안전처는 주류 안전을 도맡고 있다. 다양한 부처가 음주 사업에 포함됨에도 불구하고, 부처 간 업무를 조율할 수 있는 체제가 구축되어 있지 않으며, 전문성 및 예산부족 문제로 많은 어려움을 겪고 있다. 지속적인 모니터링과 체계적인 정책 실시 체계를 마련하여 다양한 부처의 협력을 이끌어낼 수 있는 통합적인 정책을 모색해야만 한다.

마지막으로, 직장 내 음주문화 개선 방안이 마련되어져야만 한다. 상하적인 관계에서 음주행위는 자발적이기 보다는 강압적으로 발생하기 쉽다. 직장 내 회식문화를 음주보다는 카페나 볼링과 같은 건전한 레크레이션 활동으로 대체할 수 있어야만 한다. 동시에 보다 건전한 음주문화 인식 전환을 위한 사내 교육이 정기적으로 이루어져야만 한다. 교육을 통해 직장 내 유대관계와 조직관리 측면에서 음주가 불가피하다는 인식 및 퇴근 후 음주와 회식을 업무 연장으로 간주하는 인식을 개선시킬 수 있어야만 한다.

본 연구는 위와 같은 함의점에도 불구하고 다음과 같은 한계점을 가져 이를 보완한 후속연구를 다음과 같이 제언하고자 한다.

첫째, 본 연구는 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향을 제시하여 연구모형의 간명성은 만족하였으나 그로인해 다양한 변인의 매개 및 조절효과는 고려하지 못하였다. 이에 주거빈곤과 문제음주와의 관계를 제시하는 후속연구에서는 다양한 매개 및 조절변인을 고려할 필요가 있다.

둘째, 주거빈곤을 주택 면적 및 방기준, 주거의 필수설비 기준 그리고 구조성능환경기준을 이용하여 측정한 최저주거기준 미달 여부로만 산정하여 환경적인 측면에서만 주거빈곤을 고려했다는 한계를 가진다. 후속연구에서 환경적인 측면에서의 주거빈곤 뿐 아니라, 자가여부, 주거안정성 및 소득대비 월세와 같이 보다 다양하게 주거빈곤을 측정한 연구가 이루어져야한다.

셋째, 본 연구는 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향을 보다 포괄적으로 보여주고자 연령대를 구분하지 않고 성인전체로 분석하였다. 이에 전령층을 대상으로 한 실천 및 정책 함의를 제언하는데는 함의를 제시하였으나, 청년, 중장년 그리고 노인과 같은 연령 대상별 특징은 논의하지 못하였다. 후속연구에서 대상을 보다 세분화하여 주거빈곤이 문제음주에 미치는 영향을 논의할 필요가 있다.

넷째, 본 연구에서는 경제활동참여 집단과 비집단 모두를 포함시키기 위해 문제음주와 직업요인의 관계를 참여여부로만 파악하였으며, 참여하는 집단 안에서 정규직과 비정규직 및 사무직, 서비스직을 포함한 직종별 차이를 살펴보지 못한 한계를 가지고 있다. 하지만 기존연구에서 정규직은 비정규직보다 평균음주량이 유의미하게 낮게 나타났으며(김영희, 손창우, 2018) 사무직이 단순노무직보다 문제음주율이 낮게 보고되었다(전경숙, 이효영, 2010). 주거빈곤과 문제음주와의 관계를 살펴볼 때 후속연구에서는 다양한 직종 및 정규직 여부를 통제변인으로 포함한 논의가 이루어져야함을 제언한다.

마지막으로, 본 연구에서 독립변인인 주거빈곤 외에 다른 사회경제적 변인인 교육수준, 경제활동참여여부와 소득은 문제음주 확률을 유의미하게 낮추지 않음이 나타났다. 하지만 사회경제적 변인과 문제음주와의 관계는 사회경제적변수들과 건강과의 관계를 제시한 기존 연구들을 고려했을 때, 본 연구만을 토대로 섣불리 해석하기에는 무리가 있다. 가령, 주거빈곤계층 안에서도 음주를 할 수 있는 최소한의 경제적 능력이 있을 때 문제성 음주행위를 할 가능성도 내포하는 것일수도 있음을 반문할 수 도 있다. 이에 후속연구에서 주거빈곤계층과 일반집단을 비교하여, 사회경제적변인들과 문제음주와의 관계를 살피는것과 같이 보다 세밀하게 연구될 필요가 있다.

Notes

1)

자산복지효과이론은 다음과 같은 9가지의 자산복지효과이론을 제시하였다. 첫째, 자산은 가구의 안정성을 향상한다, 둘째, 자산은 미래 지향적인 태도를 형성한다. 셋째, 자산은 인적 자본과 다른 종류의 자산을 증대한다. 넷째, 자산은 기술에 집중할 수 있게 하며, 전문성을 키울 수 있게 한다, 다섯째, 자산은 위험을 감수할 수 있는 기반을 마련한다, 여섯째, 자산은 자기효능감을 향상한다, 일곱째, 자산은 사회적인 영향력을 발전한다, 여덟째, 자산은 정치 참여를 증가한다, 아홉째, 자산은 후세대 복지를 증대한다.

2)

K는 부엌, DK는 식사실 겸 부엌 그리고 숫자는 침실(거실겸용도 해당) 또는 침실로 활용가능한 방 수를 의미한다.

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