1. 주택마련에 따른 과도한 부채: ‘하우스푸어’에 대한 논의를 중심으로

주택마련 과정에서 대부분의 국민들은 금융기관 등에서 대출을 이용하기도 한다. 금융기관에서 제시된 기준이나 상환능력 등에 대한 본인의 판단 등을 종합적으로 고려해 과도하지 않은 범위 내에서 차입을 결정하지만 일부는 과도한 부채를 차입하여 주택을 구매하기도 하고 때로는 경기변동이나 소득의 감소 등으로 인해 의도하지 않게 과도한 부채의 상황에 놓이기도 한다. 이처럼 주택마련을 위해 때로는 과도한 빚을 선택하거나 그와 같은 상황에 놓이게 되기도 하는데 주택마련을 위해 상당한 부채를 보유한 이들의 대명사격인 ‘하우스푸어’에 대한 이전의 논의를 중심으로 주택마련을 위해 과도한 부채를 가진 이들에 대해 이야기해보고자 한다.

‘하우스푸어’라는 용어는 2010년 1월 처음 등장했다. 그 후 이따금 언급되어 오다 2012년 대통령 선거운동 당시 사용빈도가 급증하였으며, 2013년 4월에는 새롭게 들어선 정부의 첫 부동산 대책에 구체적으로 포함되면서 하우스푸어 문제가 제도화되는 상황에까지 이르렀다(김준형, 2013).

주택마련을 위해서는 상당한 수준의 목돈이 필요한 만큼, 본인의 자산 외에도 대출(부채)을 통해 주거를 마련하는 경우가 많다. 따라서 주택의 구매는 가계의 자산 증가와 함께 동시에 부채 증가라는 결과로 이어지기도 하며 주택을 둘러싸고 주택자산과 주택담보대출 등 자산 및 부채의 증가와 함께 이자비용의 발생 등과 같은 복잡한 양상이 동시에 일어날 수 있다. 즉 가계경제 측면에서 부(富)의 유량(flow) 개념인 소득이나 비용, 그리고 부의 저량(stock) 개념인 자산이나 부채 등이 동시에 변화하게 되며, 더불어 이에 대한 종합적인 고려가 이루어져야 하는 장기간에 걸친 복합적인 의사결정이 될 수 있는 것이다(배호중, 2018). 이러한 특성을 가진 주택구매의 결과로 나타나는 하우스푸어(house poor)는 주택(house)과 빈곤(poor)의 두 단어로 이루어진 합성어다. 일반적으로 주택의 보유는 곧 풍요를 의미해왔다. 즉 ‘자가보유:풍요=임차:빈곤’의 공식이 사람들의 뇌리에 깊이 각인되어 왔으며, 이것이 ‘내 집 마련’을 위한 가구들의 노력, 그리고 자가거주율 제고를 위한 정책개입의 원동력이 되기도 했다. 그렇지만 주택을 보유하고 있지만 부유하지 않거나 심지어는 더 가난하게 사는 가구들이 부각되면서 이들을 ‘하우스푸어’로 부르기 시작하였으며, 정책적 고민 또한 새롭게 시작되었다(김준형, 2013).

하우스푸어에 대해 정의한 몇몇 선행연구들의 예에서도 주택과 부채를 한데 묶어서 이야기하는 경우가 많다. “번듯한 집이 있지만 무리한 대출과 세금 부담으로 인해 실질적 소득이 줄어 빈곤하게 사는 사람들”(기획재정부, 2019), “무리한 대출로 집을 마련하였으나, 원리금 상환으로 가처분소득이 줄어 빈곤하게 사는 가구”(이준협, 김동빈, 2011: 2), “무리하게 대출을 받아 집을 산 덕분에 집을 보유하고는 있으나 빚에 짓눌려 삶이 피폐해진 사람들”(김재영. 2010, p.14)로 하우스푸어가 묘사되기도 한다. 이들을 근거로 하우스푸어는 주택 때문에, 보다 정확히는 주택의 구입 때문에 가난해진 사람으로 볼 수 있다. 즉 ‘무리하게’ 집을 구입하는 결정으로 인해 가난해진 사람을 뜻한다. 그리고 여기에서 ‘무리함’이란 공통적으로 ‘무리한 대출 결정’을 포함하고 있다(김준형, 2013에서 재인용).

대출의 ‘무리함’은 주관적 측면의 요소이기 때문에 금액이나 특정한 검사 등을 통해 측정되기 어렵다. 같은 액수의 대출금이라 할지라도 가구의 기대소득, 자산보유 현황, 개인의 위험기피성향 등에 따라 달리 체감될 수 있으며, 이에 대한 측정 또한 명확한 기준을 통해 이루어지기 어렵다. 이러한 특성들과 선행연구를 기반으로 고려할 때, ‘대출의 무리함’은 부(富)의 유량(flow) 개념인 소득이나 비용, 그리고 부의 저량(stock) 개념인 자산이나 부채 측면에서 달리 측정될 수 있다. 저량을 기준으로 할 때는 주택가격(시가) 대비 대출금액의 비중으로 판단할 수 있다. 대출신규 시점에서 흔히 검토되는 LTV(Loan to Value)가 이와 관련되며, 또 경매시장에서 현재 시가 대비 낙찰가액의 비율로 사용되는 경락률 역시 이와 연관된 지표라 할 수 있다. 이어 유량의 관점에서 하우스푸어를 이야기해보면 대출로 인해 납부해야 하는 원리금상환액이 소득에서 차지하는 비중이 높을 때 그 대출을 무리한 것으로 판단할 수 있다. 흔히 DTI(Debt To Income) 비율, DSR(Debt Service Ratio) 값 등으로 평가되는 것이 유량 관점에서 본 대출의 무리함 정도를 측정하기 위한 잣대로 기능할 수 있을 것이다(김준형, 2013).

특히, 정책대상으로서의 하우스푸어가 ‘주택마련대출을 통해 주택을 구입하였으나, 원리금상환으로 가처분소득이 감소하여 곤궁하게 사는 가구’로 정의(박은철, 홍인옥, 2013)하고 있음을 염두에 두고, 본 연구에서도 유량의 관점에서3) 대출의 원리금 상환액 및 이자비용(잠재적 이자비용 포함)이 소득의 일정 수준을 넘어서는 경우를 ‘주택마련을 위해 과도한 부채를 갖게 된 가구’를 정의하고자 한다. 보다 구체적으로 ‘거주 중인 주택만을 가지고 있되, 주택관련 대출 상환액과 주택관련 부채에 따른 이자비용의 합을 해당 가구의 소득으로 나눈 값인 DTI가 일정비율(20%, 30%, 40% 등4))을 넘는 가구’를 ‘주택마련을 위해 과도한 부채를 가진 가구’로 간주하고 이에 해당하는 가구에 속한 이들과 그렇지 않은 이들의 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도를 살펴보았다. 구체적으로는 주택대출과 관련한 명시적 이자비용이나 대출상환액에 대한 응답이 있는 경우에는 해당값을 주택관련 대출의 원리금(원금과 이자) 상환액으로 계산하고, 부채가 있음에도 불구하고 원리금 상환액에 대해 응답하지 않거나 0원 등으로 응답한 가구의 경우는 부채의 현재 잔액으로 응답한 금액에 대해 이자의 월평균 환산액을 별도로 계상하여 해당 금액을 원리금(원금과 이자) 상환액으로 간주해 분석을 실시하였다.

2. 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인

삶의 만족도는 삶의 질과 관련한 주관적 지표로, 측정할 수 있는 객관적 수준의 검증이라기보다는 개인 자신의 판단에 중심을 두는 주관적인 안녕(subjective well-being)에 대한 판단 영역이라 할 수 있다(권현수, 2009). 삶의 만족도는 각 나라 국민들의 심리적 안녕감이나 건강수준을 보여주는 지표로 활용되기도 하며 한 국가의 사회복지 정책이나 서비스가 지향하는 바가 그렇듯, 국가 차원 정책의 중요한 목표 중 하나가 국민의 안녕감 증진, 즉 삶의 만족도 증진이라고 할 수 있다(강상경, 2012).

삶의 만족도는 삶의 질, 심리적 안녕감, 주관적 안녕감과 유사한 개념으로 사용되고 있으며(박자경, 2009; 김자영, 한창근, 2016), 학자에 따라 다양하게 정의되고 있는데(강상경, 2012; 김자영, 2017) 삶의 만족도를 논의하는 방식 중 하나로 객관적 측면과 주관적 측면으로 나누어 살펴보는 방식이 있다(정순둘, 이선희, 2011; 한형수, 2008; 강상경, 2012; 김자영, 2017).

객관적 측면의 삶의 만족도를 강조하는 접근은 삶의 만족도가 외적인 기준이나 조건에 의해 정의될 수 있는 것으로 간주한다. 이 경우 개인의 삶의 만족도는 주로 소득, 구매능력, 학력, 여가시간, 건강상태 등의 객관적으로 측정 가능한 사회경제적 지표에 의해 주로 결정된다는 가정에 기초한다(조명한, 차경호, 1998; 김자영, 2017에서 재인용). 반면 주관적 측면의 삶의 만족도는 개인을 둘러싼 객관적 상황보다는 그러한 상황에 대한 전반적인 심리적 안정감이나 주관적인 만족도에 초점을 두는데 유사한 경제적 상황이나 건강상태 등을 가지고 있는 개인들 간에도 그들이 인지하는 삶의 만족도는 서로 다르게 나타날 수 있다. 인지적으로 재해석된 안녕상태에 관심이 있는 경우에는 객관적인 지표보다는 주관적 안녕상태를 조작적으로 나타내는 지표인 삶의 만족도 지표를 많이 사용하는데(Cummins, 2003, 강상경, 2012에서 재인용) 본 연구에서는 하우스푸어 상황에 있는 이들을 포함해 자가를 보유하고 있는 이들의 객관적인 경제･사회적 조건이나 여건 등에 초점을 두기보다 그들이 느끼는 주관적 안녕상태에 관심이 있으므로, 주관적 측면에서의 삶의 만족도를 사용하고자 한다.

주관적 측면에서의 삶의 만족도는 여러 가지 측면을 통해 바라볼 수 있다. 자산이나 소득 등 경제적 측면을 비롯하여 건강, 주거 환경, 직업 등과 함께 가족 관계, 사회적 친분관계 등 사회구성원으로서의 관계적 측면에 이르기까지 다양한 측면에서 삶의 만족도를 살펴볼 수 있다. 본 연구에서 분석하고자 하는 자료인 ｢한국복지패널｣은 경제적 측면뿐 아니라 관계적 측면까지 다양한 관점의 만족도를 조사하고 있다. 이 같은 다양한 측면 중에서 ‘집’은 가족생활의 기본적인 토대가 되며, 그 속에서 살고 있는 가족구성원 각자의 생활양식이나 생활만족도에 영향을 줄 수 있는 중요한 요인이 될 수 있을 것이라 판단하였다. 이러한 집을 마련함에 있어 가족을 떼어내고 생각하는 경우는 많지 않을 것이며, 궁극적으로는 생활의 안락함이나 삶의 만족감을 높이기 위한 의사결정의 일환으로 볼 수 있다. 이에 ｢한국복지패널｣에서의 다양한 만족도 중 ‘가족관계 만족도’와 ‘전반적 생활만족도’의 두 측면을 삶의 만족도를 대표하는 지표로 사용하여 이에 대한 분석을 실시하였다.

삶의 만족도를 직･간접적으로 결정하는 다양한 요인들에 관해 기존 연구들에서 비교적 자주 언급되는 요인들은 사회･경제적 측면, 인구학적 특성, 신체적･정신적 건강 관련 특성으로 나누어 살펴볼 수 있다. 개인의 소득수준은 물론 그가 속한 가구의 소득수준, 자산, 부채, 자가보유 여부 등 경제적 측면과 관련해서는 비교적 일관되게 양호한 정도의 경제적 수준은 삶의 만족도와 긍정적인 관련이 있는 것으로 제시되고 있다(박희봉, 이희창, 2005; Han & Hong, 2011; 이병석, 2013; 김자영, 한창근, 2016). 개인의 삶을 둘러싸고 있는 지역사회 또한 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인으로 지목되기도 하는데 특히 거주지역의 규모에 따라서 삶의 만족도 및 이에 영향을 미치는 요인에 차이가 있음이 제시되고 있으며(오승환, 윤동성, 2006; 박순미, 2010; Gilbert et al., 2016; Lu et al., 2016; Lenzi & Perucca, 2018) 거주지역의 규모를 나타낼 가능성이 상당한 지역의 아파트 가격에 따라서도 삶의 만족도가 차이가 있음(강은택, 김진, 2016)이 실증분석 결과를 통해 제시되고 있다.

인구학적 특성과 관련해 연령의 경우 연구에 따라서 서로 다른 결과가 제시되기도 하는데 상당수의 연구에서는 연령에 따라서 삶의 만족도가 선형적으로 증가 또는 감소하는 것이 아니라 어느 정도의 연령까지는 만족도가 증가(또는 감소)하다가 이후에는 연령이 증가할수록 만족도가 감소(또는 증가)하는 비선형성을 이야기하고 있다. 다만 그 방향은 반대로 이야기되고 있기도 하는데 삶의 만족도나 행복감 등이 중년기까지는 연령이 높아질수록 상승하다가 정점에 이른 후에는 연령이 증가할수록 감소하는 ‘역U자’ 형태로 변화한다고 주장하는 논문(Hellevik, 2003; Easterlin, 2006)이 있는 반면 그와는 반대로 삶의 만족도가 연령이 상승할수록 감소하다가 어느 시점 이후에는 연령이 증가할수록 삶의 만족도도 다시 높아지는 ‘U자형’으로 변화하고 있음을 제시한 연구결과(Blanchflower & Oswald, 2004; 강상경, 2012; 정순둘, 이현희, 2012)도 존재한다. 이러한 견해에 따라서 본 연구에서도 연령과 연령제곱의 값을 함께 포함하여 분석을 시행하였다. 이 밖에도 성별도 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인으로 언급되는 연구가 있으며(박기남, 2004; 심재휘, 이기혜, 2018), 배우자 또한 삶의 만족도와 관련이 있는 변인으로 제시되고 있다(이중섭, 2009; 송진영, 2012; 김재중, 2014; 김자영, 한창근, 2016; Reinhardt, 2001; 김자영, 2017에서 재인용).

주관적 건강상태 또한 삶의 만족도와 밀접한 관련이 있는 것으로 이야기되고 있는데(Xavier et al., 2003; Hamashima, 1994; 유재남, 2015) 주관적 건강상태는 의학적 검사나 객관적 건강상태에 관한 지표만으로는 알 수 없는 총체적인 건강상태를 나타낼 수 있기 때문에 정책기획자 또는 정책결정자에게 있어 유용한 건강사정 지표로 간주되기도 한다(Berger, 1985; 이정찬, 박재산, 김귀현, 2011; 차은진, 김경호, 2015에서 재인용). 주관적 건강상태는 간편하고 측정하기 쉬운 건강지표이지만 의학적･행동적･심리사회적 요소를 모두 포함하는 개념이기 때문에 개인의 삶의 질뿐만 아니라 생존가능성까지 예측하는 중요한 변수로 기능하는 경우가 많아서(남석인, 최권호, 이희정, 2014; 차은진, 김경호, 2015에서 재인용) 사회과학에서는 주관적 건강상태가 개인의 건강에 대한 설명변수로 널리 사용되고 있으며, 때로는 객관적 건강상태보다 삶의 질을 더 정확하게 예측한다는 주장도 존재한다(서용길, 1998, 신원우, 2011; 차은진, 김경호, 2015에서 재인용). 이를 뒷받침하듯 건강관련 요인들이 삶의 만족도에 미치는 영향을 살펴본 연구에서도 비교적 일관되게 건강수준이 좋을수록 삶의 만족도 수준이 높음을 보여주고 있다(Lu & Chang, 1998; Abu-bader, Rogers & Barusch, 2003; 김정희, 이영주, 2005; 강상경, 2012에서 재인용).

이러한 선행연구들에서의 논의를 종합하여 본 연구에서는 본인과 관련한 특성으로 성별, 연령, 교육수준, 경제활동참가여부, 경제활동참여여부, 주관적 건강상태를 통제변수로 활용하였고, 가구특성으로는 거주지, 가구원 수, 가구소득과 주택가액 그리고 가구의 재무상태를 나타내는 자산과 부채액을 통제변수로 삼았다.

3. 주택마련에 따른 과도한 부채 상황과 삶의 만족도

주택은 가구별로 격차가 클 수 있지만, 대다수의 가계에서 자산의 가장 큰 비중을 차지한다. 주택 보유자 혹은 미보유자 모두 주택 혹은 주거를 위한 보증금이 자산의 상당 부분을 차지하는 것이 일반적이다. 만약 주택을 보유하지 못할 경우 주거를 위해 상당한 액수의 비용을 지출 해야하고, 계약기간 동안에도 계약만료 후를 고민해야 하므로 생활의 불안정성이나 불안함이 클 수밖에 없다(배호중, 2018). 따라서 ‘내 집 마련’이 삶의 가장 큰 성취목표 중 하나가 되고(경향신문 특별취재팀, 2010), 불안감, 투기심리 등이 결부되어 때로는 가계의 경제적 여력을 넘어선 무리한 집 장만 현상도 발생한다. 일반적으로 주택은 다른 재화와 비교하여 절대적인 가격이 높다. 또한 주택가격에 비례하는 거래비용, 즉 각종 행정절차 및 이사 등의 비용까지 생각한다면 주택이라는 재화는 거래 과정이 상당히 복잡하고 거래시간도 길다. 이러한 주택의 특성들 때문에 주택을 둘러싼 비용(대출이자 등의 비용 포함)은 다른 재화나 서비스에 대한 지출과는 달리 고정비적인 성격이 강하며, 향후 어느 정도 해당 금액에 대한 지속적인 추가 지출이 일어날 수 있음을 예측할 수 있다(배호중, 2018).

따라서 주택마련에 따른 과도한 부채 및 이자비용은 행복한 삶을 유지하기위해 지속적인 부담 요인이 될 것이라 유추할 수 있다. 직관적으로 부채가 없는 상황이라면 집이라는 거액 자산 보유자는 미보유자에 비해 경제적으로 여유로울 가능성이 높고, 이는 개인의 안녕감을 높이는 동인이 될 수 있다. 그렇지만 집이라는 거액의 자산을 보유함과 동시에 적지 않은 액수의 부채를 가진 경우에는 어떠할까? 심지어 보유한 주택가액보다 더 많은 액수의 부채를 가진 이들이라면 반대의 양상을 보일 가능성이 충분하다.

부채의 경우 이를 상환해야 하는 만기일과 상환액이 정해진 경우가 많다. 따라서, 해당 기간 내에 이를 상환하지 못하면 여러 가지 제재 상황에 봉착할 수 있고, 이러한 압박감은 개인 또는 가계의 행동양식이나 심리상태에 변화를 가져오게 될 가능성이 높다. 주택대출에 따른 이자비용은 가처분소득의 감소로 이어져 다른 재화에 대한 소비여력이나 저축을 감소시킬 수 있으며, 생활에 필요한 재화의 획득을 위한 경제적 여력의 감소는 삶의 만족도를 낮추는 요인이 될 수 있다. 또한 과도한 주택대출에 따른 비용은 가처분소득의 감소 외에도 가계구성원의 비자발적 시장노동 참여의 필요성 증가, 여가시간 감소를 통해서도 생활에 부정적인 영향을 가져올 수 있다. 주택마련에 따른 과도한 부채는 1인 생계부양자만의 경제활동만으로는 생계를 유지하기에 더욱 어렵게 만들었고, 원치 않는 이들까지도 시장노동에 참여할 수밖에 없는 상황을 직면하게 한다. 이처럼 과도한 부채부담에 따른 비자발적 시장노동 참여로 인한 피로도나 시간 부족은 삶의 질을 떨어뜨리는 요인이 될 수 있다. 이 외에도 불확실성의 관점에서 보면 주택마련에 따른 과도한 부채는 삶의 불확실성을 높이는 요인으로 작용할 수 있으며, 이것이 생활의 안정성을 떨어뜨리고 삶의 만족도를 저해하는 요인으로 인식될 수 있다.

가족관계 만족도를 포함한 삶의 만족은 건강한 가정생활 뿐 아니라 우리사회의 안녕을 보장하는 가장 기본적인 토대다. 이러한 개인의 삶의 만족도에는 상호 연관성을 갖은 다양한 요인들이 종합적이고 복합적으로 영향을 미친다. 만약 삶의 만족도를 결정짓는 요인을 명확히 정의할 수 있다면 사회구성원들의 삶의 만족도를 높이고 유지하는 방안을 찾는데 도움이 될 수 있을 것으로 기대된다. 이것이 삶의 만족도를 결정하는 여러 요인들에 대한 연구가 필요한 이유이자 다수의 선행연구들이 연구를 지속하는 이유이다. 하지만 국내에서는 하우스푸어 상황이나 주택마련을 위한 대출액에 초점을 두고 삶의 만족도를 실증분석한 연구가 아직까지 매우 부족한 실정이다. 과도한 부채가 가정생활(이혼가능성 증가, 가정폭력 위험 증가, 삶의 만족도 저하 등)에 미치는 부정적인 영향을 다룬 실증연구(이세미, 이지연, 2016; 양은모, 배호중, 2017; 박정민, 박호준, 오욱찬, 2017)는 꾸준히 진행되고 있으나 주택마련을 둘러싼 과도한 부채 상황에 중점을 두고 있지는 않다. 주택마련을 위한 대출과 삶의 만족도에 미치는 영향에 대해 살펴본 기존의 실증연구(임완주, 2016)는 ‘차입금의존비율(=차입금/주택가격)’을 독립변수로 삼아 해당 비율이 높을수록 소비를 줄임과 동시에(매개효과) 삶의 만족도 또한 낮음을 보인다. 하지만 이는 과도한 차입금을 저량 개념 기준으로 살펴본 것이라는 점에서 과도한 부채나 과도한 부담의 개념을 명확히 하기에 아쉬움을 갖는다. 만약 주택의 가액이 통제되지 않은 상태에서 저량 개념인 ‘차입금의존비율’을 통해 살필 경우 주택을 둘러싼 순자산액이 다름에도 불구하고 동일한 특성을 가진 가구(예컨대 ‘2억원의 집+1억원의 부채’를 가진 가구와 ‘20억원의 집+10억원의 부채’를 가진 가구가 동일한 차입금 의존비율로 계산됨5))로 분석될 수 있다. 또한, 매개변수로 보고자 한 생활비의 경우 소득과 상당한 관련성이 있을 것이라 생각되는데, 소득을 통제하지 않은 상황에서 생활비만을 매개변수로 삼아 이에 대해 차입금 의존비율이 영향을 미치고 동시에 삶의 만족도를 낮췄다고 보이기에는 어느 정도 한계가 있다.

따라서, 본 연구는 기존 선행연구의 한계를 보완하면서 주택마련을 위한 무리한 대출의 개념을 명확히 나타내기 위해 주택마련에 따른 대출과 관련한 비용을 가계의 소득과 연계된 유량의 개념으로 접근하였다. 또한, 하우스푸어 상황에 따른 만족도의 차이의 순효과만을 살피기 위해 주택의 가액이나 가구의 소득을 통제한 연구모형을 설계하였다. 이를 통해 기존의 연구에서 상대적으로 관심이 적었던 집단인 자가를 보유한 이들, 그중에서도 과도한 대출 상태에 놓인 이들의 삶의 만족도를 살펴보았고, 이러한 시도는 시의성 높은 연구주제가 될 것으로 판단한다.

1. 분석자료: 한국복지패널(KoWePS) 13차년도 자료

본 연구는 비교적 최근 들어 사회문제로 주목받기 시작한 주택마련에 따른 과도한 부채 상황에 주목하여 이것이 유배우 남녀의 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도와 어떠한 연관성을 갖는지 살펴보고자 하였다. 이를 위해 한국보건사회연구원과 서울대학교 사회복지연구소에서 공동으로 구축하여 제공하는 ｢한국복지패널조사(Korea Welfare Panel Study: 이하 KoWePS)｣를 이용해 분석을 실시하였다.

KoWePS는 2006년을 기준으로 통계적 표본추출 방식에 따라 대표성을 갖춘 전국(제주도 포함)의 7,072가구를 대상으로 표본가구에 속하는 15세 이상 가구원 14,469명에 대해서 이들의 사회보험, 근로, 사회적 환경에 대한 의식, 생활습관･부부관계 및 정신건강, 개인사 등 6개 영역 및 그들이 속한 가구의 가구일반사항, 건강 및 의료, 가계수지, 경제활동상태, 주거, 사회복지제도와 관련한 17개 영역에 대해 추적 조사한 자료이다(김미곤 외, 2006). 2006년 1차 웨이브 자료가 조사되어 공표된 후 매년 추적조사가 이루어져 2019년 12월을 기준으로 13차 웨이브(2018년 조사) 데이터까지 자료가 공표되었다. KoWePS는 정확하고 신뢰할 수 있는 패널 자료를 바탕으로 광범위한 사회과학 영역의 학자들이 다양한 연구 및 분석을 시행할 수 있도록 다차원적인 조사 내용을 포함한 조사표를 개발함으로써 기존 협의의 복지 개념을 넘어 최근 광의의 개념으로 확대되는 다차원적인 성격의 복지정책에 관한 실증 연구가 이루어질 수 있도록 도움을 주고 있다. 이를 통해 효율적인 사회복지정책 수립 및 사회복지 관련 통계 인프라 구축에 기여를 꾀하고 있다. 나아가 사회복지 영역을 넘어 사회과학 전 영역에 걸쳐 학문적 논의를 위한 기초 통계자료를 제공함으로써 학문 분야별 연구 활성화 및 교류 활성화에의 기여가 가능하도록 설계된 매우 중요한 연구자료라 할 수 있다(김태완 외, 2018).

본 연구에서는 KoWePS 13차 웨이브 자료를 이용하여 자가를 보유한 유배우 가구의 가구주 및 배우자를 대상으로 주택관련 대출의 정도에 따라 그들의 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도에 어떠한 차이가 있는지를 살펴보고자 하였다. KoWePS에서는 가구 및 가구구성원의 다양한 특성과 함께 자산 및 부채 등 가구의 재무상태, 주택의 점유형태 및 주택가액 등을 함께 조사하고 있어 본 연구의 연구목적에 따른 분석을 실시하기에 적합한 자료로 사료된다. 특히 ‘주택관련 부채’ 및 ‘주택관련 부채의 연간 상환액’까지도 조사항목에 포함하여 조사가 진행되고 있으므로 그 어떤 패널자료보다 주택마련을 둘러싼 가구의 상황을 살펴보기에 적절한 자료로 판단된다. KoWePS 중에서도 13차 웨이브 자료를 통해 자가를 보유하고 있는 유배우 가구주 및 배우자 5,014명을 별도로 추출하여 이들의 주택관련 부채의 원금 상환액 및 이자비용(잠재적 이자비용 포함)이 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도와 어떠한 관련성을 갖는지를 분석하였다.

2. 변수 구성 및 기초통계 분석

본 연구의 종속변수는 두 가지인데 그중 하나는 ‘가족관계 만족도’이며, 또 다른 종속변수는 ‘전반적 생활만족도’이다. 삶의 만족은 다양한 측면이나 관점으로 살펴볼 수 있으며, 연구자들마다 조금씩 달리 이야기되기도 한다. KoWePS에서는 건강, 가족의 수입, 직업, 사회적 친분관계 등 다양한 측면의 만족도에 관해 묻고 있다. 집은 가족생활의 기본적인 토대가 되며, 그 속에서 살고 있는 가족구성원 각자의 생활양식이나 생활만족도에 영향을 줄 수 있는 중요한 요인이 될 수 있을 것으로 판단된다. 따라서, ‘가족관계 만족도’와 ‘전반적 생활만족도’를 삶의 만족을 나타내는 두 측면의 종속변수로 삼아 분석을 시행하였다. 두 가지 만족도 모두 ‘① 매우 불만족~⑤ 매우 만족’의 리커트 5점 척도로 응답하도록 설계되어 있으며, 응답자의 응답 점수가 높을수록 만족도가 높음을 의미한다.

‘집’은 상대적으로 고가의 재화이며, 통근/통학 거리 등 가족 모두의 생활양식을 변화시킬 가능성이 높으므로 가족구성원 모두의 논의를 통해 의사결정이 이루어지는 것은 당연하다. 그렇지만 주택마련 등의 의사결정은 결혼, 출산 등 가족형성 및 가족생활에서의 중요한 사건을 염두에 두고 의사결정이 이루어지는 경우가 많을 것이며, 1인 가구로 독립해서 살고 있는 미혼자, 부모와 함께 살고 있는 자녀 등은 가구의 재무상태 등을 보다 깊이 있게 알지 못한 채 생활하는 경우도 상당할 것이다. 이에 본 연구에서는 기혼자만을 대상으로 분석을 실시하였다. 특히, 그중에서도 집을 둘러싼 의사결정에 가족구성원 중 그 누구보다 깊은 관여를 할 것으로 판단되는 가구주 및 가구주의 배우자만을 추려내어 하우스푸어 상황이 ‘가족관계 만족도’ 및 ‘전반적 생활만족도’와 어떠한 관련이 있는지를 살펴보았다.

통제변수로는 문헌고찰을 통해 기존의 연구에서 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도 등 삶의 만족도와 관련이 있는 것으로 언급된 변수들을 주로 활용하였는데 만족도를 응답한 본인의 특성과 그를 둘러싼 가구특성으로 나누어 살펴보았다. 이를 구체적으로 살펴보면 분석에 이용한 표본인 자가를 보유한 가구주 또는 가구주의 배우자 특성을 나타내는 변수로는 성별, 연령, 교육수준, 배우자와 동거여부, 경제활동 참가여부와 함께 5점 척도(① 건강이 아주 안 좋다~⑤ 아주 건강하다)로 측정된 주관적 건강상태 변수를 포함시켰다. 연령의 경우 삶의 만족도나 행복감 등이 연령에 따라 단편적인 비례 또는 반비례 관계보다는 일정 시점이 지나면 변곡점을 보이는 U자형의 양상을 보임을 제시한 기존의 연구들을 염두에 두고 연령과 함께 연령의 제곱항을 동시에 포함시켰으며, 교육수준의 경우 고졸미만, 고졸, 전문대졸, 대졸 4가지의 가변수(dummy variable)로 구분한 모형을 설계하였다.

가구의 특성을 나타내는 변수로는 다섯 개의 지역(서울, 광역시, 시, 도농복합군, 군)으로 구분한 가구의 소재지와 함께 가구규모를 나타내는 가구원의 수를 고려하였다. 이와 함께 가구의 소득, 거주하고 있는 주택의 가액, 자산액, 부채액 등 가구의 재무상태를 나타내는 변수들을 함께 고려하였다. 금액을 나타내는 변수들의 경우 분석모형에서는 해당 금액에 대해서 자연로그를 취한 값을 활용하였다.

이러한 방법을 통해 생성한 변수들의 기초통계값은 <표 1>에 제시되어 있다. 우선 종속변수인 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도에 대한 기초통계 분석결과를 살펴보면 5점 척도로 측정된 가족관계 만족도는 평균 3.94점으로 ‘만족(=4점)’에 가깝게 응답하였으며, 전반적 생활만족도의 경우 그보다는 0.262점 낮은 3.68점으로 나타났다.

통제변수들을 살펴보면 분석대상자의 49.3%인 2,473명은 남성이었고, 50.7% 2,541명은 여성으로 여성의 수가 조금 더 많았다. 평균 연령은 59.6세였으며, 교육수준을 살펴보면 고졸 미만이 39.6%로 가장 높은 비중을 차지하였으며, 분석대상자 세 명 중 한 명 정도(33.5%)는 고졸이었다. 8.8%는 전문대, 18.1%는 대졸 이상의 교육수준을 가진 것으로 응답했다. 분석대상자의 98.5%는 배우자와 함께 살고 있었으며, 경제활동을 하는 이들의 비율은 65.0%였다. 본인의 건강상태에 대한 답변은 평균 3.5점으로 ‘보통이다’와 ‘건강한 편이다’의 사이에 위치하였다.

통제변수인 가구특성 관련 변수들의 기초통계를 살펴보면 응답자의 11.0%는 서울에 거주 중이고6), 27.3%는 광역시에 살고 있었다. 시에 거주하는 이들과 군지역에 거주하는 비율은 각각 40.0%와 18.3%였고, 3.4%는 도농복합군에 거주하였다. 가구의 재무적 측면과 관련한 변수들을 살펴보면 연평균 소득은 5,924만원이었고 거주하고 있는 주택의 평균가액은 2.2억원을 약간 웃돌았다. 이와 함께 평균 2.3억원 정도의 자산을 보유하고 있었으며, 응답한 이들이 속한 가구의 평균 부채액은 5,391만원이었다.

본 연구의 주된 관심사이자, 설명변수인 ‘주택마련에 따른 과도한 부채 상황’ 여부는 여러 가지 기준을 종합하여 판단하고자 했다. 앞서 이론적 배경 부분에서 살펴본 바와 같이 ‘대출의 원리금 상환액 및 이자비용이 소득의 일정 수준을 넘어서는 경우’를 주택마련에 따른 과도한 부채에 직면해 있는 것으로 상정하였다. 주택관련 부채에 대한 명시적인 상환액 및 이자비용을 응답한 가구의 경우 해당 값을 이용하였고, 주택관련 부채액이 있다고 응답하였음에도 불구하고 이에 대해 응답하지 않거나 이자비용이 없다(=0원)고 응답한 가구에 대해서는 주택관련 부채액에 대해서 해당 시점에서의 주택담보대출의 평균금리 통계자료에서의 금리7)를 활용해 잠재적 원리금(원금과 이자) 상환액 환산금액을 산정하였다. 이러한 과정을 통해 산정된 주택관련 대출의 원리금 상환액은 연평균 291.0만원(=월평균 24.3만원)으로 추산되었다8).

이렇게 각 가구별로 추산된 주택관련 대출 관련 원리금 환산금액을 가지고 이를 다시 해당 가구의 소득으로 나누어 DTI를 가구별로 산출하였다. 이렇게 산출된 DTI 값의 평균은 3.735%였으며, DTI 20%를 넘는 가구를 과도한 부채에 있는 것으로 가정하였을 때는 자가보유가구 중 3.95%가 주택마련에 따른 과도한 부채 상황에 직면해 있는 가구인 것으로 나타났다. DTI 기준을 30%로 했을 때는 2.03%가 과도한 부채 상황에 놓여 있었으며, 이보다 높은 DTI 40%를 기준으로 했을 때는 1.32%가 여기에 해당했다.

1. 주택마련에 따른 과도한 부채 상황에 따른 가족생활 만족도 및 전반적 생활만족도 차이

다음은 DTI의 정도에 따라 집을 보유하고 있는 이들의 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도에 어떠한 차이가 있는지 살펴보았다. <표 2>에는 DTI가 20%, 30%, 40%를 초과하는 경우를 각각 주택마련에 따른 과도한 부채에 직면해 있는 상황으로 간주하고 이에 속하는 이들과 그렇지 않은 이들의 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도에 대해 비교해본 결과가 제시되어 있다. 분석결과를 살펴보면 DTI가 20%를 넘는 경우를 과도한 부채로 간주한 경우 앞선 기초통계분석에서 살펴본 바와 같이 분석대상표본의 3.95%가 과도한 부채 상황에 속했으며, 이들의 가족관계 만족도는 3.934점이었다. 반면 과도한 부채 상황에 직면해 있지 않은 이들의 가족관계 만족도는 3.942점으로 과도한 부채 상황에 속해 있는 이들에 비교해서 0.008점 높았지만 이러한 차이는 통계적으로 유의미한 수치는 아니었다.

또한, DTI가 30%를 초과하는 경우와 그렇지 않은 경우의 두 집단으로 나누어 가족관계 만족도를 비교해본 결과 본 분석에서도 과도한 부채 상황에 속하는 이들의 만족도가 3.892점으로 그렇지 않은 집단의 가족생활 만족도 3.943점에 비해서 0.051점 낮았다. 그렇지만 이 차이 또한 통계적으로 유의미한 차이는 아니었다. DTI가 40%를 넘는 경우를 과도한 부채 상황에 직면해있는 것으로 간주했을 경우는 분석대상표본의 1.32%가 이러한 상황 속하는 것으로 나타났으며, 이들의 가족관계 만족도 평균은 3.515점으로 그렇지 않은 집단의 3.682점에 비해 0.167점 낮았고 이는 통계적으로 유의미한 차이였다.

동일한 방식으로 전반적 생활만족도에 대해서 DTI 정도에 따라 과도한 부채 상황과 그렇지 않은 상황으로 나누어 살펴본 결과 어떠한 기준으로 나누든 간에 주택마련에 따른 과도한 부채 상황에 속해 있는 이들의 경우 그렇지 않은 이들에 비해 전반적 생활만족도가 낮게 나타났다. 다만 DTI 20% 및 DTI 30%를 기준으로 했을 때의 차이는 통계적으로 유의미한 결과는 아니었다. 가족관계 만족도와 전반적 생활만족도 모두 보다 높은 정도의 DTI 기준을 통해 나누었을 때 과도한 부채 상황에 속하는 이들의 생활만족도는 더욱 낮았고 과도한 부채 상황에 속하지 않는 이들과의 만족도 차이 또한 통계적으로 유의미한 것을 알 수 있다.

2. 주택마련에 따른 과도한 부채 상황이 가족관계 만족도에 미치는 영향

지금까지 DTI에 따라 몇 개의 집단으로 구분하고 각 집단 간 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도의 차이를 살펴보았다. 하지만 이러한 분석은 다른 조건들의 차이는 고려하지 못한 채 단지 초점을 두고 살피고자 한 DTI 범주에 따라서만 그 차이를 살핀 것이라 해당 결과만을 가지고서는 높은 정도의 DTI가 만족도에 부정적인 영향을 미친다고 단언하기에는 다소 부족한 측면이 있다. 따라서, 기존의 연구에서 삶의 만족도나 가족구성원과의 관계에 영향을 미치는 요인들로 제시된 몇 가지 요인들을 동시에 고려하면서 주택마련에 따른 과도한 부채 상황이 개인의 삶의 만족도와 어떤 관련성을 가졌는지를 보다 면밀하게 살펴보고자 다중회귀분석(Multiple Regression)을 실시하였다.

KoWePS에서 5점 척도로 측정된 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도를 종속변수로 삼고 이와 관련이 있을 것으로 판단되는 본인 및 가구의 특성을 통제변수로 삼았다. 이러한 통제변수들에 주택마련에 따른 과도한 부채 상황에 대한 여러 가지 기준들을 각각의 모형에 추가적으로 설명변수로 포함한 네 개의 모형을 설정하여 다각적인 분석을 실시했다. 구체적으로는 20%, 30%, 40%를 웃도는 DTI를 과도한 부채의 기준으로 삼아 이를 구분 짓는 더미변수를 포함시킨 세 개의 다중회귀분석 모형([모형 Ⅰ]~[모형 Ⅲ])과 연속형의 DTI를 그대로 활용한 분석모형([모형 Ⅳ])을 설계하여 두 종속변수에 대해 동일한 방식으로 분석을 실시하였다. 가족관계 만족도에 대한 다중회귀분석 결과는 <표 3>에 제시되어 있다.

우선 [모형Ⅰ]의 분석결과를 살펴보면, 다른 조건이 동일할 때 성별은 가족관계 만족도에 통계적으로 유의미한 차이를 가져오지는 않았고, 경제활동참여여부 또한 통계적으로 유의미한 결과값을 나타내지 않았다. 연령과 관련해서는 연령, 연령제곱에 대한 계수값이 각각 (-)와 (+)의 방향으로 통계적으로 유의미한 결과값을 나타내었는데 이를 통해 가족관계 만족도는 연령이 높을수록 점점 낮아지다가 어느 정도의 연령을 지나면 다시 증가하는 U자형의 양상을 보임을 알 수 있다. 계수값을 이용해 수치를 살펴보면 67세까지는 연령이 높을수록 가족관계 만족도가 낮은 반면, 이후의 연령에서는 연령이 높아질수록 가족관계 만족도가 높은 것으로 나타났다. 교육수준과 관련해서는 비록 모든 정도의 계수값이 통계적으로 유의미한 것은 아니지만 계수값의 부호나 크기 등을 종합해 볼 때 (기준변수인 대졸이상의 교육수준을 가진이들에 비해) 낮은 정도의 교육수준을 가진 이들의 가족관계 만족도가 전반적으로 낮음을 알 수 있다. 이와 함께 건강상태가 양호한 것으로 판단할수록 가족관계 만족도는 높았다.

가구의 특성과 관련한 변수들의 계수값을 살펴보면 거주지에 따라서는 서울, 광역시, 시 등 도시지역에 거주하는 이들의 가족관계 만족도가 기준변수인 군 지역 거주자들에 비해 낮았다. 가구의 재무적 특성과 관련해서는 가구소득이 높을수록, 자산이 많을수록 가족관계 만족도가 높았으며, 부채의 경우 (-) 계수값을 나타내었으나 통계적으로 유의미한 결과값은 아니었다.

본 연구의 주된 관심사인 주택마련에 따른 과도한 부채 상황을 정의한 변수의 계수값을 살펴보면 과도한 부채에 대한 정의에 있어 그 정도의 차이에 따라 약간씩 다른 유의수준의 결과값이 제시되었다. [모형 Ⅰ]에서는 DTI가 20%를 넘는 경우를 과도한 부채 상황에 직면해 있는 것으로 간주하였다. 분석결과에 따르면 다른 조건이 같을 경우 과도한 부채 상황에 있는 이들의 가족관계 만족도는 그렇지 않은 이들에 비해 0.065점 낮은 것으로 분석되었지만 통계적으로 유의미한 수치는 아닌 것으로 나타났다.

다른 변수들은 [모형 Ⅰ]과 동일하되 DTI가 30%를 넘는 경우를 하우스푸어로 간주한 [모형 Ⅱ]의 분석결과를 살펴보면 여기서도 각 계수들의 부호 및 유의도, 각 계수값의 크기들이 [모형 Ⅰ]에서와 유사하게 도출되었다. 연령의 경우 U자형의 양상을 보였고, 교육수준이 낮고, 도시지역에 사는 이들의 가족관계 만족도가 낮았고, 주관적 건강상태나 소득, 자산액 등은 가족관계 만족도와 (+)의 관련성을 가지고 있었다. [모형 Ⅱ]에서 주택마련에 따른 과도한 부채 상황으로 간주한 DTI가 30%를 넘는 이들의 경우 그렇지 않은 이들에 비해서 가족관계 만족도가 낮음을 알 수 있는데 다른 조건이 같다면 과도한 부채 상황에 직면해 있는 분석대상자들의 가족관계 만족도는 그렇지 않은 이들에 비해 0.118점 낮았다.

가장 높은 정도의 DTI 기준(=DTI 40% 초과)을 통해 과도한 부채 상황을 설정하여 분석을 실시한 [모형 Ⅲ]의 분석결과에서도 앞의 두 분석모형에서의 통제변수에 대한 계수값은 대동소이하게 나타났다. DTI 40%를 기준으로 한 주택마련에 따른 과도한 부채 상황 변수에 대해서도 계수값이 (-)의 방향으로 통계적으로 유의미하게 나타났다. 구체적으로는 DTI가 40%를 넘는 가구에 속한 이들의 가족관계 만족도는 그렇지 않은 이들에 비해 0.266점 낮음을 알 수 있다.

마지막으로 [모형 Ⅳ]에서는 연속형의 DTI를 그대로 설명변수로 활용하여 분석을 실시하였다. 여기서도 [모형 Ⅰ]~[모형 Ⅲ]과 동일한 통제변수를 이용하였는데 통제변수로 이용한 본인 및 가구의 특성과 관련한 계수값들의 부호나 유의도는 [모형 Ⅰ]~[모형 Ⅲ]의 분석결과와 대부분 유사하게 나타났다. 해당모형에서의 설명변수로 삼은 DTI 변수의 경우 통계적으로 유의미한 수준에서 (-)의 값을 나타내었다. 구체적으로는 만약 다른 조건이 같다면 DTI 비율이 1%p 높을수록 결혼만족도가 0.003점 낮은 것으로 분석되었다.

3. 주택마련에 따른 과도한 부채 상황이 전반적 생활만족도에 미치는 영향9)

다음은 ‘전반적 생활만족도’를 종속변수로 하여 앞선 ‘가족관계 만족도’에 대한 분석과 동일한 방식으로 다중회귀분석을 실시하였다. <표 4>에는 그 결과가 제시되어 있는데 <표 4> 또한 <표 3>과 마찬가지로 20%, 30%, 40%를 웃도는 DTI를 하우스푸어의 기준으로 삼아 분석한 모형([모형 Ⅰ]~[모형 Ⅲ])과 연속형의 DTI를 그대로 활용한 분석모형([모형 Ⅳ])에 대한 결과로 구성되어 있다.

우선 [모형Ⅰ]을 기준으로 분석결과를 살펴보면 전반적 생활만족도에 대한 분석에서의 계수값의 부호나 유의도 등도 앞선 가족관계 만족도에 대한 분석에서의 결과와 비교적 비슷한 양상을 보였다. 연령의 경우 U자형의 양상을 보였는데 연령, 연령제곱에 대한 계수값이 각각 (-)와 (+)의 방향으로 통계적으로 유의미한 결과값을 나타내었고 계수값을 이용해 구체적인 수치를 계산해 살펴보면 58세까지는 연령이 높을수록 전반적 생활만족도가 낮은 반면 이후의 연령에서는 연령이 높을수록 만족도가 높은 것으로 분석되었다. 또한 교육수준이 낮고, 도시지역에 사는 이들의 전반적 생활만족도가 낮았으며, 주관적 건강상태나 가구소득, 거주 중인 주택가액, 자산액 등은 생활만족도와 (+)의 관련성을 지닌 것으로 나타났다. 부채액의 경우 (-)의 계수값을 보였으나 통계적으로 유의미한 결과값은 아니었다.

성별과 경제활동참여여부는 가족관계 만족도에 통계적으로 유의미한 차이를 나타내지는 않았다. 연령과 관련해서는 연령, 연령제곱에 대한 계수값이 각각 (-)와 (+)의 방향으로 통계적으로 유의미한 결과값을 나타내었는데 이를 통해 가족관계 만족도는 연령이 높아질수록 낮아지다가 어느 정도의 연령을 지나면 다시 증가하는 U자형의 양상을 보임을 알 수 있다. 구체적인 수치를 계산해 살펴보면 67세까지는 연령이 높을수록 가족관계 만족도가 낮아졌지만 이후의 연령에서는 연령이 높을수록 높은 것으로 나타났다. 교육수준의 경우 비록 모든 정도의 계수값이 통계적으로 유의미한 것은 아니나 계수값의 부호나 크기를 종합해 볼 때 낮은 정도의 교육수준을 가진 이들의 가족관계 만족도가 전반적으로 낮음을 알 수 있다. 아울러 건강상태가 양호하다고 판단할수록 가족관계 만족도는 높았다.

본 연구의 주된 관심사이자 설명변수로 삼은 주택마련에 따른 과도한 부채 상황을 정의한 변수의 계수값을 살펴보면 여기서도 전반적으로 주택마련에 따른 과도한 부채 상황에 직면해 있는 이들의 만족도가 낮음을 확인할 수 있는 가운데 과도한 부채에 대한 정의에 있어 기준의 차이에 따라 조금씩 다른 유의도의 계수값이 제시되었다. [모형Ⅰ]에서는 DTI가 20%를 넘는 경우를 주택마련에 따른 과도한 부채 상황으로 간주하였는데 분석결과에 따르면 다른 조건이 동일하다면 과도한 부채 상황에 속하는 이의 전반적 생활만족도는 그렇지 않은 이들에 비해 0.027점 낮은 것으로 나타났지만 통계적으로 유의미한 수치는 아니었다.

또한, DTI가 30%를 넘는 경우를 과도한 부채 상황에 직면해 있는 가구로 간주한 [모형 Ⅱ]의 분석결과를 살펴보면 [모형Ⅱ]의 경우에도 각 계수들의 부호 및 유의도, 각 계수값의 크기들이 [모형 Ⅰ]에서와 유사하게 도출되었다. 연령의 경우 전반적 생활만족도와 U자형의 관련성을 나타내었고, 교육수준이 낮고, 도시지역에 사는 이들의 전반적 생활만족도가 낮았고, 주관적 건강상태나 소득, 자산액 등은 전반적 생활만족도와 (+)의 관련성을 가지고 있음을 알 수 있었다. [모형 Ⅱ]에서 과도한 부채 상황의 가구로 간주한 DTI가 30%를 넘는 이들을 나타내는 변수의 경우 통계적으로 유의미한 수준에서 (-)의 값을 나타내어 이들의 전반적 생활만족도가 과도한 부채 상황이 아닌 이들에 비해 상대적으로 낮음을 알 수 있다. 구체적으로는 다른 조건을 통제한 상태라면 주택마련에 따른 과도한 부채 상황에 속하는 이들의 전반적 생활만족도가 그렇지 않은 이들에 비해 0.115점 낮았다.

가장 높은 정도의 DTI 기준(=DTI 40% 초과)을 통해 하우스푸어 가구를 설정하여 분석을 실시한 [모형Ⅲ]의 분석결과에서도 앞의 두 분석모형에서의 통제변수에 대한 계수값이 큰 차이를 보이지는 않은 가운데 DTI 40%를 기준으로 삼은 하우스푸어 가구여부 변수에 대해서는 통계적으로 유의미한 수준에서 (-)의 계수값을 나타내어 DTI 40%를 기준으로 한 하우스푸어 가구에 속한 분석대상자들의 전반적 생활만족도가 그렇지 않은 가구에 속한 이들의 전반적 생활만족도에 비해 낮았다. 구체적으로는 다른 조건이 동일할 경우 DTI가 40%를 넘는 가구에 속한 이들의 전반적 생활만족도는 그렇지 않은 이들에 비해 0.278점 낮았다.

전반적 생활만족도에 대한 분석에서도 [모형 Ⅳ]에서는 연속형의 DTI를 그대로 설명변수로 활용하여 분석을 실시하였다. 여기서도 통제변수로 이용한 본인 및 가구의 특성과 관련한 계수값들의 부호나 유의도는 앞의 분석결과와 대부분 유사하였으며, 해당모형에서의 설명변수로 삼은 DTI 변수는 통계적으로 유의미한 수준에서 (-)의 값을 나타내었다. 보다 구체적으로는 다른 조건이 동일할 경우 DTI 비율이 1%p 높을수록 전반적 생활만족도는 0.002점 낮은 것으로 나타났다.

KoWePS를 이용해 자가를 보유한 이들을 대상으로 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도에 대해 분석한 결과를 종합해보면 두 가지 측면의 만족도 모두 전반적인 계수값의 부호나 통계적 유의도가 유사한 것으로 나타났으며, 삶의 만족도와 관련한 선행연구에서 제시된 변인들의 영향과 비교적 유사한 방향으로 분석결과가 도출되었다. 보다 구체적으로 살펴보면 보다 높은 정도의 경제･사회적 지위를 대변할 가능성이 높은 교육수준이나 소득의 경우 만족도에 정(+)의 관련성을 갖고 있는 것으로 나타났으며, 다른 조건이 같다면 대도시에 거주하는 이들의 가족관계 만족도 및 전반적인 생활만족도가 낮음을 알 수 있었다. 배우자와 함께 살고 있는 이들의 만족도가 상대적으로 높았으며, 주관적 건강상태가 양호할수록 가족관계 만족도 및 전반적 생활만족도 또한 높게 나타났다. 가구의 자산과 관련해서는 거주 중인 주택의 가액이 높을수록, 자산이 많을수록 가족관계 만족도 및 전반적인 생활만족도가 높았으며, 부채의 경우 만족도에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타나기는 하였으나 통계적으로 유의미한 결과값은 아니었다.

비록 본 연구의 주된 관심사이자 설명변수인 주택마련에 따른 과도한 부채 상황에 직면해 있는지 여부와 DTI 관련 모든 범주에서 통계적으로 유의미한 결과값을 나타낸 것은 아니다. 하지만 30% 이상, 40% 이상 등 전반적으로 높은 정도의 DTI를 기준으로 하여 이를 넘을 경우 과도한 부채 상황에 직면해 있는 것으로 간주했을 때의 주택마련에 따른 과도한 부채 상황 가구는 그렇지 않은 상태에 있는 자가가구 보유자들에 비해서 가족관계 만족도 및 전반적인 생활만족도가 낮은 것으로 나타났다. DTI 변수 또한 가족관계 만족도 및 전반적인 생활만족도에 대한 분석에서 각각 통계적으로 유의미한 (-)의 계수값을 나타내어 DTI가 높을수록 가족관계 만족도 및 전반적인 생활만족도가 낮음을 알 수 있었다. 이같은 결과를 종합해보면 가계의 재무적 측면에서 뿐만 아니라 개인의 삶의 만족도에 있어서도 주택마련에 따른 과도한 부채 상황이 결코 바람직하지 않은 영향을 미치는 것으로 볼 수 있으며, 하우스푸어를 비롯한 주택마련을 위한 과도한 부채 상황에 대한 우려의 목소리의 당위성이 당사자들의 삶의 만족도 측면에서도 다시 한번 확인된 결과라 할 수 있다.