Ⅰ. 가구변동의 현황과 인구학적 맥락

한국 사회는 인구 고령화가 심화되는 한편 가까운 미래에 전체 인구가 장기적인 감소 국면에 진입할 것으로 전망되고 있다. 1960년 기준으로 2.90%에 불과했던 전체 인구 중 65세 이상 인구의 백분비는 2000년에는 7.22%, 2020년에는 1960년의 5배 이상인 15.73%까지 상승하였다. 1960년대 초 베이비붐 현상으로 3%에 근접 했던 인구증가율도 가파르게 감소하여 1990년대 중반 이후 1% 아래까지 떨어졌다. 더욱이 합계출산율(TFR)이 1.3 아래에 머무는 초저출산(lowest-low fertility) 현상이 나타난 2000년대 이후 20여 년의 연평균 인구증가율은 0.5% 수준에 그쳤다. 확정인구 기준으로 가장 최근의 기간인 2021~2022년에 이르러서는 음(-)의 인구증가율을 기록하기까지 하였다(통계청, 2024a). 더 나아가 고령 인구의 증가와 청년 인구의 감소로 대표되는 인구 구조의 변화는 인구의 감소 잠재력(인구의 모멘텀/관성)을 높임으로써 향후 출산율이 상당한 수준까지 상승하더라도 전체 인구는 지속적으로 감소할 개연성이 상당히 높은 상황이다. 출산이나 사망 같은 인구변동 요인들은 물론이고 인구의 규모와 구조에서 나타나는 이러한 큰 변화로 인해 2000년대 이후의 한국 사회는 인구학적으로 중대한 전환기를 맞고 있다.

인구증가율이 과거에 비해 크게 둔화된 것과 대조적으로 가구는 현재까지도 지속적인 증가세를 보이고 있다. 일반 가구 외에도 집단 가구(집단 시설 가구, 비친족 6인 이상 가구)와 외국인 가구를 모두 포함한 전체 가구의 규모가 파악되는 1980년대 이후의 인구주택총조사(센서스)를 살펴보면 전반적으로 가구 증가율은 감소세를 보이지만, 가구 수의 절대적 증가 폭은 상당한 수준을 유지하고 있다. 가구변동 상황을 좀 더 세부적으로 살펴보면, 1980년에서 1985년 기간의 연평균 가구 증가율이 3.66%였지만, 2015년에서 2020년 기간의 연평균 가구 증가율은 1.88%로 감소하였다. 그러나 <표 1>에서 볼 수 있듯이 가구 증가율과 비교할 때 2015년에서 2020년 기간의 가구 수 증가 폭(1,924천 가구)은 1980년에서 1985년 기간의 증가 폭(1,607천 가구)보다 오히려 큰 모습을 보인다(통계청, 2024b). 인구변동과 가구변동 간에 상당한 차이가 관측되는 것이다.

개인과 사회를 연결하는 단위로서 가구는 매우 중요한 역할을 담당한다. 경제적으로 가구는 생산과 소비의 주요 의사결정 주체이다. 사회적으로도 가구는 사회 성원의 양육과 돌봄의 기초 단위이다. 최근에는 에너지 사용 등 환경적 측면에서도 가구의 중요성이 주목받고 있다. 이렇듯 다양한 영역에서 가구가 갖는 함의가 커지고 있다는 점에서 가구의 규모-구성에서 나타나는 변화 양상에 대한 이해는 소비 지출, 주택(주거), 교통, 노동시장, 복지 등 다양한 분야의 사회적 추세와 현상을 이해하는 데 유용한 역할을 할 수 있다. 가구가 갖는 사회적 함의와 관심이 매우 높음에도 불구하고 현재까지도 우리나라에서는 가구변동의 전반적인 추세 및 세부적 양상에 관한 논의가 매우 부족하다. 특히, 저출산 문제가 심각한 우리나라에서는 인구의 고령화와 감소 같은 인구의 규모와 구성에 초점을 맞추는 경향이 강하다. 최근 들어 가구에 대한 사회적 관심이 크게 높아지고 있지만, 이 또한 1인 가구 등 특정 유형의 가구에 초점을 맞출 뿐 전반적인 가구변동의 추세와 양상에 관한 논의를 찾아보기는 쉽지 않다. 1인 가구, 여성 가구주 가구 등 특정 가구 유형에 대한 이해도 중요하지만, 가구변동의 양상을 좀 더 정확히 이해하기 위해서는 전반적인 가구변동의 맥락 속에서 다양한 하위 가구 유형에서 나타나는 변화를 살펴볼 필요가 있다. 이러한 측면에서 이 연구는 고령화가 심화되고 인구증가율이 정체 국면에 진입한 상황에서 전개된 가구 수 변화의 인구학적 맥락과 가구변동을 초래한 요인(가구주율, 인구분포)을 분석하여 지난 20년간 진행된 전반적인 가구변동에 대한 이해를 높이고자 한다.

Ⅱ. 인구변동의 양상과 함의 및 가구변동 연구의 동향

이 절에서는 가구변동과 관련이 있는 최근까지의 인구변동 양상을 살펴보고, 가구변동에 관한 국내 연구의 동향을 정리한다. 가구변동이 다양한 경제적, 사회적, 문화적 요인들의 영향을 받지만, 최근까지 진행된 가구 수 및 평균 가구원 규모에서의 변화는 다음과 같은 인구학적 변화와도 관련이 있다. 첫째, 1970년대 이후 감소세를 보이던 우리나라의 합계출산율(TFR)은 1980년대 초에 이르러 대체출산율(replacement-level fertility) 아래로 떨어졌으며, 2000년대 초반부터는 합계출산율이 1.3 아래에 머무는 초저출산 현상이 시작되었다(통계청, 2024a). 2010년대 중반 이후에는 출산율이 1 미만으로 떨어지는 전 세계적으로 유례를 찾기 어려운 극단적인 양상을 보였다. 더욱이 2000년대 초반 이후 자녀를 출산하는 부모 세대의 인구(15~49세) 또한 감소 국면에 진입함으로써 심각한 저출산 현상이 가파른 출생아 수 감소로 이어질 개연성을 높이고 있다. 실제로 통계청(2024a) 자료에 의하면 2000년과 비교하여 2020년의 19세 미만 인구는 4,930천 명 감소(-35.84%)한 것으로 나타난다. 가구 수가 지속적으로 증가하는 상황에서 나타나는 이러한 저출산 현상과 출생아 수 감소는 가구변동의 측면에서 가구 당 가구원 규모, 특히 가구당 미성년 가구원 규모의 감소로 이어질 수 있다.

둘째, 혼인 연령의 상승이다. 지속해서 상승 추세를 보였던 혼인 연령은 2000~2020년 기간에도 동일한 패턴을 보였다. 2000년의 평균 혼인(초혼) 연령이 남편 29.28세, 아내 26.49세였지만, 2020년에는 남편 33.23세, 아내 30.78세로 남녀 모두 4세 정도 상승하였다(통계청, 2024a). 혼인과 출산이 밀접히 연관된 한국 사회에서 혼인 연령의 상승은 후속적으로 출산 연령의 상승으로 이어진다. 2020~2021년경을 기준으로 우리나라의 평균 출산 연령은 이미 OECD 회원국 중에서 최고 수준이다(OECD, 2024). 가구변동에 대한 혼인 연령 상승의 효과는 일면적이지 않다. 혼인 이전의 길어진 생애 기간(청년기)에 독립된 가구를 형성하면 가구 수 증가로 이어질 수 있지만, 부모와의 동거 기간이 길어지면 상반된 효과를 초래할 수도 있다. 셋째, 혼인율과 이혼율의 변화이다. 우리나라의 혼인율(조혼인율/일반혼인율)과 혼인 건수 모두 1980년대에 정점을 찍은 후 전반적으로 감소세를 보인다. 2000년대 초반에 일부 증가세를 보였지만, 2010년을 전후로 다시 감소하는 추세를 보인다. 혼인율이나 혼인 건수와 비교할 때 이혼율(조혼인율/일반이혼율)과 이혼 건수는 2000년대 초반까지 상당히 가파른 상승세를 보였지만, 이후 2020년까지 감소세를 보이고 있다(통계청, 2024a). 혼인, 이혼, 재혼 관련 현상을 모든 아우르는 혼인력(nuptiality) 변동은 혼인상태별 인구분포에서의 변화를 통해 가구변동에 직접적인 영향을 미치는 동시에 출산과 연계됨으로써 간접적으로도 영향을 미친다. 특히, 혼인율(재혼율) 감소나 이혼율 증가로 인한 무배우(사별/ 이혼) 인구의 증가는 가구 수 증가로 이어질 수 있다.

넷째, 사망률의 감소이다. 2020년 초에 발발한 코로나19 사태로 기대여명 증가세가 일정 부분 정체된 측면이 있지만, 최근까지 한국 사회가 경험한 사망률 감소는 괄목할 만하다. 우리나라의 2022년 기준 기대수명(남녀 통합)은 82.7세(236개 국가/지역 중 16위)로 1970년의 62.3세(236개 국가/지역 중 119위)에 비해 20.5세(32.9%) 증가하였다(통계청, 2024d, p. 26). 인구변천(역학변천) 과정을 거친 우리나라에서 관측되는 최근의 사망률 감소가 대체로 노년기 사망률 감소에 기인함은 잘 알려져 있다. 기본적으로 노년기 사망률 감소 및 이로 인한 인구 고령화는 노인 인구의 건강 향상에 기초하는 측면이 있다(Lee, 2003, p. 184). 사망률 감소가 가구변동에 미치는 영향 또한 다면적일 수 있다. 무엇보다도 이는 노년기 사망률 감소가 가구변동에 미치는 영향이 성별로 상이하게 나타날 개연성이 큰 것과 관련이 있다. 여성의 경우 노년기 사망률 감소 및 이로 인한 기대여명 상승이 독립적으로 가구를 형성할 개연성을 높일 수 있지만, 남성의 경우 사망률 감소는 유배우 인구 증가를 통해 상대적으로 가구 증가를 억제하는 요인이 될 수도 있다.

마지막으로 인구의 절대적 증감과 상대적 구성 변화이다. 현시점의 인구 규모와 구성이 과거의 인구동태율(예컨대, 출산율, 사망률, 혼인율/이혼율)이 작용한 결과이지만, 그 자체로 가구변동에 영향을 미칠 수 있다. 과거와 비교할 때 독립적으로 가구를 형성하는 성향이 강해진 현대 사회에서 기본적으로 인구의 증가는 가구 수 증가로 이어질 개연성을 높인다. 특히 미성년 인구와 비교할 때 성인 인구의 증가는 가구 수 증가로 이어질 개연성이 높다. 저출산과 (노년기) 사망률 감소로 전체 인구 중에서 노인 인구의 절대적 수가 증가하고 전체 인구 대비 구성비가 증가하는 현상 또한 가구 수 증가 및 평균 가구원 규모의 감소로 이어질 개연성이 있다. 혼인상태 같은 인구의 구성 변화 또한 가구변동에 영향을 미칠 수 있는데, 1인 혹은 소규모 가구에 거주하는 경향이 강한 미혼이나 사별/이혼 인구의 규모가 커질수록 가구 수 증가로 이어질 개연성이 있다.

전체 인구가 정점에 도달하고 장기적인 감소 과정에 진입할 것으로 전망되는 상황에서도 가구 수가 지속적으로 증가하고 가구의 구성 또한 다양해짐으로써 국내에서도 가구변동에 대한 관심이 커지고 있다. 돌봄(보육)(염지혜, 2019; 이지혜, 이철희, 2024), 소득분배(소득불평등)(김창민 외, 2020; 홍경준 외, 2022), 소득보장(노후 빈곤)(박경숙, 김미선, 2016), 주거(주택)(이주형 외, 2009), 환경(에너지)(홍종호 외, 2018) 등 다양한 분야를 가로질러 가구변동이 초래하는 파급 효과에 대한 관심이 커지고 있다. 특히 최근까지의 국내 선행 연구에서는 세부적인 가구 유형 중에서 1인 가구, 여성 가구주 가구, 노인 가구, 청년 가구주 가구에 대한 관심이 상대적으로 높다(예컨대, 김연옥, 2016; 노혜진, 2018; 박능후, 송미영, 2006; 이정아, 2009). 기본적으로 국내 연구의 이러한 동향은 경제적 및 사회적 차원에서 이들 가구의 취약성을 반영하는 것으로 이해된다.

가구변동이 초래하는 다양한 파급 효과나 특정 가구 유형에 대한 관심과는 달리 현재까지 우리나라의 ‘전체’ 가구변동에 관한 연구는 상당히 제한적인 수준에서만 이루어지고 있다. 예컨대, 김정석(2002)은 1980년에서 2000년까지의 센서스 자료를 분석하여 가구형태 변화의 전반적인 양상을 소개하고 있다. 통계청이 한국 사회의 전반적인 현황과 변화 추이를 보여 주는 자료(한국의 사회동향)에서도 가구-가족 영역의 주요 동향이 매년 소개되고 있다(예컨대, 송유진, 2023, 2024; 진미정, 2022). 기본적으로 이들 연구는 가구-가족 영역(가족 구조, 가족 형성, 가족관계, 가족 돌봄 등)에서 관측되는 주요 특징과 그 추이에 관한 개괄적인 소개에 초점을 맞춘다. 이러한 국내의 상황은 가구변동의 이론과 방법론, 과거 추세와 최근의 발전 동향을 종합적으로 검토하는 단행본들이 발간되는 해외의 상황과 대조를 이룬다(예컨대, Van Imhoff et al., 2010). 가구변동에 대한 관심이 커지고 있는 상황에서 이 연구는 급격한 인구학적 변화가 이루어진 최근 20년(2000~2020년)을 대상으로 가구변동이 나타난 인구학적 맥락과 관련 요인을 살펴봄으로써 우리나라가 경험한 전반적인 가구변동에 대한 이해를 높이고자 한다.

Ⅲ. 자료 및 분석 방법

가구변동의 인구학적 맥락과 요인 분해를 위해 사용하는 자료는 통계청의 2000년 및 2020년의 인구주택총조사(센서스) 2% 표본 자료이다. 현재 통계청이 일반에게 공개하는 인구주택총조사 2% 표본이 일반 가구 및 이에 속한 개인에 한정되기에 집단 가구와 외국인 가구는 분석 대상에서 제외된다(통계청, 2024c). 이에 따라 가구변동에 관한 이 연구의 분석은 일반 가구와 이에 거주하는 개인(가구원)에 초점을 맞춘다.¹⁾ 2000년 센서스 자료의 개인 표본은 881,591명, 가구 표본은 285,311가구이며, 2020년 센서스 자료의 개인 표본은 926,967명, 가구 표본은 418,594가구이다(통계청, 2024c). 전체 가구의 기본 특성과 가구 유형에 관한 기본 지표들을 분석할 때는 가구 자료를 사용하지만, 전체 인구(19세 이상 성인)를 대상으로 한 가구 수 증가의 요인 분석에서는 개인 자료를 사용한다. 특히 이 연구에서는 연령이나 혼인상태 등 인구분포에서의 변화가 가구변동에 미치는 영향 분석이 중요한 역할을 한다. 선행 연구들(예컨대, Sweet, 1984, p. 134)과 마찬가지로 가구원의 집합체인 가구 자체가 연령이나 혼인상태 같은 인구학적 속성을 보유할 수 없기에 가구변동에서 인구학적 속성의 효과를 분석하기 위해서는 이들 특성이 반영되는 개인 자료를 사용해야 한다.

가구변동의 양상과 요인을 분석하기 위해 이 연구에서는 다음의 순서로 분석을 진행한다. 우선, 2000년과 2020년의 가구변동을 전반적으로 요약하는 주요 지표들을 살펴본다. 전체 가구 수와 평균 가구원 규모 같은 기초 통계와 함께 세부적인 가구 유형의 변화를 살펴본다. 가구 유형은 1) 친족 가구, 2) 비친족 가구, 3) 친족과 비친족이 함께 거주하는 가구로 구분한다. 기초 분석에 이어 2000~2020년 기간의 가구변동에 대한 본격적인 분석은 1) 가구주에 대한 분석과 2) 전체 인구(19세 이상 성인)에 대한 분석으로 구분하여 진행한다. 개인과 마찬가지로 개인이 속한 가구-가족도 생성부터 소멸까지 일련의 주기(family life cycle)를 거친다(Glick, 1947, pp. 164-165). 이러한 점에서 가구를 대표하는 가구주의 가족 생애주기 단계별 분포와 그 변화를 통해서도 가구변동을 어느 정도 살펴볼 수 있다. 가구주의 가족 생애주기 단계 구성에서는 센서스 자료가 제공하는 정보에 초점을 맞춘 Sweet(1984, p. 132)의 사례를 따라 가구주의 연령과 혼인상태, 자녀와의 동거 여부 및 자녀와 동거 시 가장 어린 자녀의 연령을 준거(분류) 변수로 사용하였다.²⁾ 비록 시간적 차원에서 엄밀히 정의되는 생애주기는 아니지만, 이를 통해 가족 생애주기의 주요 단계를 구분하고 그 변화를 살펴보고자 한다. 먼저 가구주의 연령을 기준으로 65세 이상 노인 가구주와 64세 이하 비노인 가구주로 구분하며, 추가로 혼인상태를 기준으로 미혼 가구주, 유배우 가구주, 사별/이혼 가구주로 구분하였다. 다음으로 64세 이하 비노인 가구주 중 유배우 가구주와 사별/이혼 가구주를 피부양 자녀와 동거하는 가구주와 그렇지 않은 가구주로 구분하였다. 마지막으로 미혼(비노인) 가구주와 피부 양 자녀와 동거하지 않는 가구주는 가구주 본인의 연령, 피부양 자녀와 동거하는 가구주는 가장 어린 동거 자녀의 연령을 기준으로 분류하였다. 미혼(비노인) 가구주 및 피부양 자녀와 동거하지 않는 가구주의 연령은 29세 이하, 30~39세, 40~49세, 50~64세로 구분하였으며, 피부양 자녀와 동거 시 자녀의 최소 연령은 6세 이하(미취학), 7~12세(초등학교), 13~18세(중고등학교)로 구분하였다. 피부양 자녀와 관련하여 18세 이하를 대상으로 한 것은 법률상의 성인 연령(19세)에 대한 정의와 함께 고등학교 학령기 상한이 대략 18세인 점을 고려하였다.

가구주에 대한 분석에 이어 19세 이상 성인 인구를 대상으로 2000~2020년 기간에 걸쳐 가구 규모에서 변화를 초래한 요인을 분석한다. 이 연구에서 사용하는 연령 기준(19세 이상)은 앞의 가족 생애주기 논의에서 사용한 피부양 자녀의 연령 기준과도 관계가 있으며, 우리나라에서 18세 이하 인구의 대부분이 전일제 교육 기관에 재학 중인 관계로 독립적으로 가구를 형성하기가 쉽지 않은 점을 고려하고 있다.³⁾ 가구변동의 인구학적 기초(요인)를 밝히는 방법으로 미시-거시 시뮬레이션 같은 복잡한 방법이 사용되기도 하지만(Jiang & O'Neill, 2007; Stockmayer, 2004; Watkins et al., 1987), 이 연구에서는 간명하면서도 직관적인 이해가 수월한 직접 표준화(direct standardization) 기법을 사용한다. 표준화는 분해(decomposition) 기법의 초기적 형태라고 할 수 있다. 집단 간 (조)사망률(crude death rates)의 비교처럼 인구학에서 빈번히 사용되는 표준화 방법은 전통적인 회귀모형의 ‘통제’와 유사한 접근으로 이해할 수 있다. 일반적으로 인구학에서 표준화 기법은 집단 간에 존재하는 특성(예컨대, 비율) 차이에서 구성(compositional effects)의 효과를 제거하는 목적으로 사용되는 경향이 있다. 특히 직접 표준화 기법은 특정의 인구(분포)를 표준으로 설정한 후 집단 간 특성에서 관측되는 차이를 비교한다(Canudas-Romo, 2003, p. 18).

구체적으로 사용하는 표준화 기법과 관련하여 이 연구에서는 Sweet(1984)의 접근을 사용하여 2000~2020년에 걸친 가구 규모 변화를 가구주율 변화(rate effect)와 인구분포(성-연령-혼인상태) 변화(distribution effect)의 효과로 분해하여 가구변동을 이해하고자 한다. 아래의 수식은 이 연구에서 사용한 표준화-분해의 방법을 보여 준다. 우선, 가구주율(headship rate; 분석 대상 인구 중 가구주의 비율) 변화가 가구 규모 변화에 미친 영향은 변화된 실제(2020년) 가구주율과 기존(2000년) 가구주율을 적용하여 도출한 가구 규모를 비교하여 도출할 수 있다. 좀 더 구체적으로, 가구주율 변화가 반영된 2020년의 ‘실제’ 가구 규모에서 2000년의 성(i)-혼인상태(j)-연령(k)별 가구주율이 지속될 때 출현하는 2020년의 ‘기대’ 가구 규모를 차감함으로써 가구주율 변화에 따른 가구 수 변화의 성-연령-혼인상태별 분포를 도출할 수 있다. 여기에서 성별은 남성과 여성, 혼인상태는 미혼, 유배우, 사별/이혼, 연령은 19~29세, 30~39세, 40~49세, 50~64세, 65세 이상으로 구분하였다. 가구주율 변화의 영향과 마찬가지로 2000~2020년 기간에 걸친 가구 수 변화에서 인구분포의 영향은 2000년의 실제 가구 규모와 2000년의 가구주율 (HR₂₀₀₀)에 2020년의 인구분포(POP₂₀₂₀)를 적용한 가구 규모를 비교함으로써 도출할 수 있다. 참고로 여기에서의 인구분포는 성-연령-혼인상태별 인구의 ‘절대적’ 분포이다. 이에 따라 이 연구에서 검토하는 인구분포의 효과는 (통상적으로 표준화와 관련하여 선행 연구가 초점을 맞추는) 성-연령-혼인상태별 상대적 구성 변화(relative/compositional change)의 효과와 함께 절대적 인구 증감(absolute change)의 효과를 모두 아우른다. 이는 일반적인 표준화 절차가 비율(rate) 비교에 적용되는 반면에 여기에서는 비율이 아니라 절대적 가구 규모를 비교하는 것과 관련이 있다.

자료 및 분석 방법과 관련하여 마지막으로 센서스 표본의 개인 자료와 가구 자료의 차이에 대해서 간략히 언급하고자 한다. 이 연구의 분석 과정에서는 분석 대상(개인/가구)에 따라 통계청이 제공하는 개인 혹은 가구 가중치를 적용한 결과를 제시한다. 논리적으로, 모집단을 기준으로 하면 전체 가구의 수와 전체 가구주의 수는 일치해야 한다. 센서스 표본(2%) 중 가구 자료에 가구 가중치를 적용하면 가구 수(추정치)는 통계청이 공표하는 전수 자료의 가구 수와 일치한다. 그러나 센서스 표본(2%) 중 개인 자료에 개인 가중치를 적용하면 인구(추정치)는 모수치와 일치하지만, ‘가구주 수’(추정치)는 전수 자료의 가구 수(모수치)와 일치하지 않는다. 이는 기본적으로 통계청의 개인 가중치가 (전체 및 성-연령-지역별 인구 등) ‘인구’를 대표하도록 설계될 뿐 개인 자료(가구주 정보)를 통한 가구 수 추정의 정확성 확보를 염두에 두지 않은 것과 관련이 있다.⁴⁾ 센서스 표본(2%) 중 개인 자료의 이러한 특성을 고려하여 개인 자료를 활용한 분석 과정에서는 가구(주)의 절대적 규모보다는 시간의 경과에 따른 변화의 분포와 양상에 초점을 맞추어 결과를 해석하기로 한다.

Ⅳ. 분석 결과

가구변동의 양상과 관련하여 먼저 <표 2>는 2000~2020년의 기간에 걸친 가구변동의 주요 기초 지표를 보여 준다. 전체 가구(일반 가구)의 규모는 2000년의 14,312천 가구에서 2020년의 20,927천 가구로 46.22% 증가하였다. 이와 비교하여 동일한 기간에 걸쳐 가구에 속한 개인(가구원)의 규모(44,712천 명 → 49,029천 명)는 가구 증가율보다 상대적으로 크게 낮은 9.66%의 증가율을 보였다. 가구와 가구원 규모 변화의 상대적 격차는 평균 가구원 규모 지표로 나타난다. 표에서 나타나듯이 2000년의 평균 가구원 규모가 3.12명이었지만, 2020년에는 대략 25% 감소한 2.34명까지 축소되었다.

전반적인 가구 및 가구원 규모에서의 변화와 함께 가구에 속한 가구원의 연령 분포 또한 변화를 보였다. 가구에 거주하는 전체 인구(가구원)를 연령대별로 구분하면 유소년 인구(0~14세)는 2000년의 9,614천 명에서 2020년의 6,160천 명으로 대략 36% 감소하였다. 유소년 가구원과 달리 65세 이상 노인 가구원은 20년의 기간에 걸쳐 135% 정도 증가하였다(3,348천 명 → 7,859천 명). 2020년 기준으로 65세 이상 노인 가구원의 절대 규모가 이미 14세 이하 유소년 가구원의 규모를 넘어서는 모습을 확인할 수 있다. 연령대별 인구(가구원)를 전체 가구 수로 나눈 가구당 평균 연령대별 가구원 규모도 유소년(감소)과 노인(증가) 가구원에서 상반된 방향을 보여 준다. 한편, 근로 연령대(15~64세) 가구원의 경우 그 규모가 지난 20년 동안 10% 정도 증가했지만(31,749천 명 → 35,010천 명), 가구당 평균 근로 연령대 가구원 규모는 2.22명에서 1.67명으로 대략 25% 감소하였다. 이는 기본적으로 근로 연령대 가구원 수의 증가율보다 전체 가구 수의 증가율이 더 높은 상황을 반영한다고 할 수 있다.

전반적인 가구변동을 넘어 가구변동의 세부적 양상을 보여 주는 방법이 시간의 경과에 따른 가구 유형별 분포의 변화를 살펴보는 것이다. <표 3>은 2000~2020년의 기간에 걸친 가구 유형별 분포에서 나타난 변화를 보여 준다. <표 3>에서는 전체 가구(일반 가구)를 1) 친족 가구, 2) 비친족 가구, 3) 친족과 비친족이 함께 거주하는 가구로 구분한다. 친족 가구는 부부 단독 가구와 부부(부 또는 모)와 자녀로 구성된 가구를 나머지 친족 가구(기타 친족 가구)와 구분하고 있는데, 여기에서 자녀는 미혼 자녀로 한정하고 있다. 2000년에서 2020년까지의 기간에 걸쳐 전체 친족 가구는 18.33%(2,174천 가구) 증가하였는데, 하위 가구 유형별로 다양한 양상을 보인다. 20년의 기간에 걸쳐 부부 단독 가구가 크게 증가(119.29%)한 것과 반대로 부부와 미혼 자녀로 구성된 가구는 감소(-6.74%)하는 모습을 보였다. 전체 가구 중에서 부부와 미혼 자녀로 구성된 가구가 차지하는 비중 또한 2000년의 47.91%에서 2020년의 30.56%로 크게 감소하였다. 부(⽗) 또는 모(母)와 미혼 자녀로 구성된 가구 유형(한부모 가구)은 공통적으로 증가세를 보였는데, 상대적으로 부-자녀 가구의 증가율이 높지만, 절대적 규모에서는 모-자녀 가구보다 여전히 훨씬 작다. 부부와 미혼 자녀로 구성된 가구의 감소와 부-자녀 및 모-자녀 가구의 증가는 최근까지 지속된 저출산 현상과 더불어 혼인력(혼인/이혼/재혼) 변동을 반영한다고 볼 수 있다. 3세대 확대가족을 포함한 기타 친족 가구는 감소하는 모습을 보였는데(-17.50%), 2020년에는 전체 가구의 10% 미만으로 구성비가 감소하였다.

한편 비친족 가구의 변동에서는 1인 가구의 증가율이 두드러진다. 2000~2020년의 기간에 남녀 모두 1인 가구는 각각 2백만 가구 이상 증가하였지만, 상대적으로 남성 1인 가구의 증가율이 높은 모습을 보인다. 2020년 기준으로 1인 가구(남성+여성)는 전체 가구의 대략 32%로 부부와 미혼 자녀로 구성된 가구의 구성비를 넘어선다. 미국 같은 서구 국가에서는 1인 가구의 증가 못지않게 ‘기타 비친족 가구’의 증가세가 큰 것으로 논의되는데, 여기에는 혼인을 하지 않은 동거 형태의 가구가 큰 역할을 하는 것으로 추정된다(Sweet, 1984, p. 132). 더욱이 지난 20세기 후반부 들어 유럽(특히 북유럽과 서유럽)에서는 동거가 과거의 주변적인 거주 형태에서 새롭게 가족을 형성하는 표준적인 경로로 자리 잡고 있음이 지적되기도 한다(Sobotka & Berghammer, 2021, p. 165). 비록 우리나라에서도 동거 형태의 가구가 속한 ‘기타 비친족 가구’가 20년의 기간에 걸쳐 증가하는 모습을 보이지만 (34.18%), <표 3>에서 나타나는 것처럼 1인 가구의 증가 추세와는 현저한 격차가 있다. 참고로 이 연구의 가구 유형 분류에서 자녀가 존재하는 동거 형태의 가구는 친족과 비친족이 함께 거주하는 가구(친족/비친족 가구)로 분류된다. <표 3>에서 볼 수 있듯이 이러한 가구 유형은 과거 20년의 기간에 걸쳐 오히려 감소하는 추세를 보였다. <표 3>의 마지막 열은 2000~2020년 기간의 전체 가구 수 변화(순)에서 가구 유형별 기여도를 보여 준다. 전반적으로 비친족 가구, 특히 1인 가구의 증가가 전체 가구 증가의 대략 2/3를 차지하며, 친족 가구가 가구 증가의 대략 1/3을 차지한다. 친족 가구 중에서는 부부 단독 가구가 전체 가구 수 변화의 대략 32%, 모-자녀 가구가 10.41%를 차지한다. 참고로 <표 3>의 부부 단독 가구에는 무자녀 부부뿐만 아니라 자녀가 별도의 가구를 형성하여 부부의 가구에 상주하지 않는 가구를 포함한다.

2000~2020년에 걸친 가구변동에 대한 본격적인 분석으로 먼저 가구주의 가족 생애주기 단계별 가구 유형의 분포 변화를 살펴본다. <표 4>는 가구주의 연령과 혼인상태, 자녀(19세 미만) 동거 여부와 동거 자녀의 연령(최소 연령)을 준거로 구성한 가구주의 가족 생애주기 단계별 가구 유형의 분포에서 나타나는 변화를 보여 준다.⁵⁾ 2000년 에는 비노인 가구주 중 미혼 가구주가 10.25%, 유배우 가구주가 68.51%(자녀 동거 44.53%, 자녀 비동거 23.97%), 사별/이혼 가구주가 9.46%(자녀 동거 2.60%, 자녀 비동거 6.86%)를 차지하며, 65세 이상 노인 가구주는 11.78%이다. 반면에 2020년의 가구주 가족 생애주기 단계 분포에서는 비노인 가구주 중 미혼 가구주가 19.20%, 유배우 가구주가 47.58%, 사별/이혼 가구주가 10.61%로 나타나며, 65세 이상 노인 가구주는 22.62%를 차지한다. 전반적으로 구성비 측면에서 미혼(비노인) 가구주(+8.95%)와 노인 가구주(+10.83%)의 구성비가 증가한 반면에 유배우(비노인) 가구주(-20.93%)의 구성비는 크게 감소한 모습을 보인다.

20년의 기간에 걸쳐 미혼(비노인) 가구주는 모든 연령대를 아울러 가구주의 구성비가 증가하는 모습을 보이는데, 2000년과 2020년 모두 젊은 연령대의 가구주 구성비가 상대적으로 높게 나타난다. 2000~2020년 기간의 전체 가구 (순)증가분(6,615천 가구)에서 미혼(비노인) 가구주가 2,550천 가구 증가하여 전체 증가분의 38.55%를 차지한다. 미혼(비노인) 가구주와 마찬가지로 65세 이상 노인 가구주의 구성비 또한 2000년 대비 2020년에 증가하는 패턴을 보였는데(11.78% → 22.62%), 혼인상태별로는 유배우(6.40%p) 및 사별/이혼(4.07%p) 가구주 구성비의 증가가 상대적으로 높다. 2000~2020년 기간의 전체 가구 증가분에서 노인 가구주는 3,047천 가구 증가하여 전체 증가분의 46.05%를 차지한다. 청년(미혼) 가구주의 연령 상한을 29세 혹은 39세로 정의하든 과거 20년의 기간에 걸친 전체 가구 증가에서 청년(미혼) 가구주 가구보다는 노인 가구주 가구의 증가가 더 큰 영향을 미쳤다고 볼 수 있다.

지난 20년간 유배우(비노인) 가구주의 구성비가 크게 감소했지만(68.51% → 47.58%), 세부적으로 보면 이러한 변화는 피부양 자녀(19세 미만)와 동거하는 유배우(비노인) 가구주의 구성비가 크게 감소한 상황을 반영한다(44.53% → 21.47%). 특히 6세 이하 자녀와 동거하는 유배우(비노인) 가구주의 구성비가 상대적으로 많이 감소한 모습을 확인할 수 있다(-12.00%p). 반면에 피부양 자녀와 동거하지 않는 유배우(비노인) 가구주는 상이한 패턴을 보이는데, 피부양 자녀와 동거하지 않는 50~64세 유배우 가구주의 구성비는 대략 4%p 증가한 모습을 보인다(16.14% → 20.13%). 2000~2020년 기간에 걸친 전체 가구 증가분의 분포에서도 이러한 패턴이 관측되는데, 6세 이하 자녀와 동거하는 유배우 가구주가 –16.96%, 피부양 자녀와 동거하지 않는 50~64세 유배우 가구주가 28.77%로 대조적인 양상을 보인다. 이러한 패턴 중에서 2000~2020년에 걸쳐 피부양 자녀와 동거하는 유배우(비노인) 가구주의 감소는 전반적인 혼인율-출산율 감소와 함께 혼인-출산 연령대 인구 감소의 영향을 동시에 반영하는 것으로 볼 수 있다.⁶⁾ 반면에 피부양 자녀와 동거하지 않는 50~64세 유배우 가구주의 증가 패턴은 베이비붐 세대(1955~1963년생)의 고령화 현상과 맞닿아 있는데, 2020년 기준으로 이들 베이비붐 세대가 바로 50대 후반에서 60대 전반 연령대에 속한다.

한편 사별과 이혼을 아우른 무배우(비노인) 가구주의 분포에서는 전반적으로 20년의 기간에 걸쳐 큰 변화가 관측되지 않는다(9.46% → 10.61%). 세부적으로, 피부양 자녀와 동거하는 사별/이혼 가구주의 구성비가 감소한 반면에 피부양 자녀와 동거하지 않는 사별/이혼 가구주는 반대의 패턴을 보인다. 20년의 기간에 걸쳐 피부양 자녀와 동거하지 않는 사별/이혼 가구주의 구성비가 증가한 것은 50~64세 자녀 비동거 사별/이혼 가구주가 증가 (2.37%p)한 것과 관련이 있다. 참고로 이 연구에서는 사례 수의 확보 측면에서 이혼과 사별을 하나의 범주로 구성하고 있지만, 세부적으로 볼 때 상대적으로 젊은 연령대에서는 이혼, 상대적으로 고령층에서는 사별의 구성비가 주도적인 패턴을 보인다.

위에서는 전반적 및 세부 가구 유형과 가구주의 가족 생애주기 단계 측면에서 가구변동을 살펴보았는데, 이러한 가구변동은 인구학적으로 성-연령-혼인상태별 인구분포(population distribution)와 성-연령-혼인상태별로 가구를 형성하는 성향(propensity)에서의 변화로 원인을 구분해 볼 수 있다. 일반적으로 독립된 가구를 형성하는 과정은 성향에 대한 직접적인 측정 대신에 가구주율 지표를 통해 ‘간접적으로’ 측정된다. 성-연령-혼인상태별로 가구주율이 확인되면 가구 규모는 해당 범주(조합)의 인구에 가구주율을 적용하여 산출할 수 있다. 이러한 측면에서 ‘가구 주’ 지위는 가구 분석에서 독립된(분리된) 가구를 확인하는 편리한 대리 측정치로 사용될 수 있다(Ermisch & Overton, 1985). 아래에서는 2000~2020년의 기간에 걸친 가구변동을 성-연령-혼인상태별 인구분포에서의 변화와 가구주율(성향) 변화로 분해하여 살펴본다. 본격적인 분해에 앞서 <표5>는 2000~2020년에 걸친 성-연령-혼인상태별 가구주율의 현황과 변화 양상을 보여 준다. 위에서는 가구 및 가구주의 차원에서 분석을 진행했지만, 아래에서 분석 대상은 19세 이상 전체 인구이다. 앞에서 언급했듯이 인구의 성-연령-혼인상태 변화가 가구변동에 초래하는 영향에 관한 분석은 가구가 아니라 해당 속성을 지닐 수 있는 개인이 분석 단위가 되어야 한다. <표 5>는 2000~2020년의 기간에 걸쳐 대부분의 성-연령-혼인상태별 범주에서 가구주율이 증가한 모습을 보여 준다. 남성 유배우 인구의 가구주율이 감소하는 패턴이 관측되지만, 여성 유배우 인구의 가구주율은 반대의 패턴을 보인다. 참고로 인구주택총조사에서 가구주 개념은 호주나 세대주와 관계없이 가구를 실질적으로 대표하고 가계를 책임지고 있는 생계책임자를 말한다(통계청, 2020, p. 15). 그러나 남성과 여성 유배우 인구의 가구주율 패턴이 가구를 실질적으로 대표하는 개인의 변화를 의미하는지, 아니면 (실질적인 대표나 책임 주체의 변화 없이) 가구주 지정과 관련하여 부부 내의 응답 패턴에서의 변화를 의미하는지는 불명확한 측면이 있다.⁷⁾ 다만 남성과 여성을 모두 아우른 전체 유배우 인구의 가구주율이 증가했음을 고려할 때 기본적으로 시간의 경과에 따른 가구주율의 증가 패턴은 유배우 인구에서도 확인된다고 볼 수 있다. 유배우 남성을 제외하면 미혼 40대, 사별/이혼 30대(여성)와 40대(남성/여성)를 제외한 모든 범주에서 가구주율이 증가한 패턴이 관측된다.

<표 5>에서 볼 수 있듯이 가구주율(2000년 기준)은 성-연령-혼인상태에 따라 큰 변이를 보인다. 80%를 넘어서는 유배우(남성) 인구에 비해 낮은 수준이지만, 사별/이혼 인구의 가구주율도 상당히 높은 수준이다. 19~29세 및 65세 이상 연령층을 제외하면 사별/이혼 인구의 가구주율은 남성과 여성을 아울러 60% 이상이다. 40대 이하 연령층에서는 사별/이혼 여성의 가구주율이 사별/이혼 남성보다 높은 패턴이 관측된다. 미혼 인구의 가구주율도 연령별로 큰 변이를 보이는데, 40대 이상 미혼 인구의 가구주율은 남녀 모두 60% 이상이다. 앞에서 언급했듯이 2000~2020년의 기간에 걸쳐 대부분의 범주에서 가구주율이 증가했지만, 인구 집단별로 세부적인 변동 양상은 다양하다. 남녀 모두 20년의 기간에 가구주율이 가장 크게 증가한 범주는 사별/이혼 상태의 65세 이상 인구 집단 이다. 앞에서 언급했듯이 이들 65세 이상 집단에서는 전체 사별/이혼 인구 중에서 사별이 대부분을 차지한다(2000년 기준 남성 94.99%, 여성 98.85%). 전반적으로 남성은 유배우 집단의 가구주율이 감소하는 반면에 65세 이상과 19~29세 연령대를 중심으로 미혼과 사별/이혼 집단의 가구주율이 상대적으로 크게 증가하는 패턴을 보인다. 여성은 19세 이상 모든 연령대를 아울러 유배우 집단의 가구주율이 10~15%p 증가하는 모습을 보이며, 남성과 마찬가지로 65세 이상과 19~29세 연령대를 중심으로 미혼과 사별/이혼 집단의 가구주율이 상대적으로 크게 증가한 패턴이 관측된다. 참고로 남녀 모두 65세 이상 미혼 집단과 19~29세 사별/이혼 집단 등 일부 범주의 표본 사례 수가 크지 않기에 추정치의 신뢰성이 떨어질 수 있다. 위의 분석을 종합하면 2000~2020년의 기간에 걸친 가구주율의 증가는 대체로 65세 이상 사별/이혼 집단과 19~29세 미혼 집단을 중심으로 진행되었다고 정리해 볼 수 있다.

앞에서 언급했듯이 이 연구는 2000~2020년에 걸친 가구(주) 변화를 1) 가구주율(성향)의 변화와 2) 연령-혼인 상태별 인구분포의 변화로 분해한다. 표준화 방법을 적용하여 2020년의 ‘실제’ 가구 규모에서 2000년의 성-연령- 혼인상태별 가구주율이 지속될 때 출현하는 2020년의 ‘기대’ 가구 규모를 차감함으로써 가구주율 변화에 기인한 가구 규모 변화의 성-연령-혼인상태별 분포를 도출할 수 있다. 이러한 절차를 적용하면 <표 6>의 마지막 행을 통해 산출해 볼 수 있듯이 2000~2020년의 기간에 걸쳐 가구주가 7,107천 명 증가했는데(2,354천 명 + 4,753천 명 = 7,107천 명), 이 중에서 대략 1/3(2,354천 명)이 가구주율 증가에 기인한다.⁸⁾ <표 6>의 왼쪽 부분이 가구주율 변화에 따른 가구 규모 변화량의 연령별 및 혼인상태별 분포를 보여 준다. <표 6>의 윗부분(A, B)은 해석의 편의를 위해 가구주율 변화에 따른 가구(주) 규모 변화를 연령(A) 및 혼인상태(B)를 기준으로 각각 집계한 결과이며, 아랫부분(C)에는 세부적인 연령-혼인상태 조합별 자료가 제시되어 있다. 우선 연령(A)을 기준으로 살펴보면 남성은 가구주율 변화에 따라 19~29세 및 65세 이상 가구주가 증가했지만, 30~64세 연령대의 가구주가 감소하여 전체적으로 18.70% 감소한 것으로 나타난다. 남성과 비교할 때 여성은 모든 연령대에서 가구주가 증가했다. 특히 50대 이상 연령대에서 가구주율 변화에 따른 가구 규모 증가가 크게 나타난다. 남성과 여성을 포괄한 전체 변동에서는 가구주율 변화에 따라 65세 이상 집단의 가구 증가가 두드러지며(42.07%), 다음으로 19~29세 연령층의 가구 증가가 높게 나타난다(28.66%). 다음으로 혼인상태(B)를 기준으로 가구주율 변화의 효과를 살펴보면 남성은 미혼과 사별/이혼 집단의 가구가 증가했지만, 유배우 집단은 감소한 모습을 보인다. 여성은 가구주율 변화로 모든 혼인상태 범주에서 가구가 증가했는데, 유배우, 사별/이혼, 미혼의 순이다. 남성과 여성을 모두 아우른 분석 결과를 보면 모든 혼인상태에서 가구주율 변화로 가구가 증가한 것으로 나타나며, 사별/이혼, 미혼, 유배우의 순서를 보인다. 전반적으로 2000~2020년 기간의 가구 증가에서 가구주율 변화의 효과는 연령 기준으로는 65세 이상과 19~29세 연령대, 혼인상태 기준으로는 사별/이혼, 미혼 집단에서 상대적으로 크게 관측된다. 연령-혼인상태(C)의 세부 조합에서는 이러한 분석 결과가 대체로 65세 이상 사별/이혼 집단(33.03%)과 19~29세 미혼 집단(27.16%)에 기인함을 보여 준다. 가구주율 변화에 따른 65세 이상 사별/이혼 가구의 증가는 여성에서 두드러지며, 19~29세 미혼 가구의 증가는 남녀 간에 균분되는 양상을 보인다. 유배우 집단에서도 지난 20년간 가구주율 변화로 가구가 증가했지만, 성별 상이한 패턴으로 효과가 일부 상쇄되는 모습이 관측된다.

다음으로 <표 6>의 우측은 2000~2020년에 걸친 가구변동과 관련하여 성-연령-혼인상태별 인구분포 변화의 효과를 보여 준다. 인구분포 변화의 효과는 2000년의 ‘실제’ 가구 분포와 2000년의 가구주율에 20년간 인구분포에서 나타난 변화가 반영된 2020년의 성-연령-혼인상태별 인구를 적용한 ‘기대’ 가구를 비교하여 산출할 수 있다. <표 6>에서 볼 수 있듯이 20년 기간의 전체 가구 증가의 대략 2/3(4,753천 명)가 인구분포 변화의 효과에 기인한다. 앞에서와 마찬가지로 <표 6>의 우측도 해석상의 편의를 위해 인구분포의 변화에 따른 성-연령-혼인상태별 가구 규모 변화의 세부적 사항(C)을 연령 및 혼인상태를 기준으로 각각 집계한 결과를 윗부분(A, B)에서 보여 준다. 앞에서 살펴본 가구주율 변화와 반대로 인구분포 변화에 따른 가구 증감의 효과는 남성에서 더 크게 관측된다. 인구분포 변화에 따른 가구 증가(순)의 67.49%가 남성 가구주의 증가이다. 연령(A)을 기준으로 보면 인구분포의 효과에서 남성은 50~64세 및 65세 이상 연령층의 가구 증가가 크게 나타나는 반면에 30대 이하 가구는 감소한 모습을 보인다. 여성은 모든 연령층에서 인구분포 변화에 따라 가구가 증가한 것으로 나타나는데, 남성과 마찬가지로 50~64세 연령대(12.07%)와 65세 이상 집단(9.15%)의 순으로 가구 증가의 규모가 크게 나타난다. 남성과 여성을 아우른 분석 결과는 인구분포의 변화로 40대 이상 가구가 증가한 반면에 19~39세 연령대는 감소한 모습을 보인다. 특히 인구분포 변화의 효과에서는 50~64세 연령대의 가구 증가가 두드러진다. 한편 혼인상태(B)의 경우 남녀 모두 모든 혼인상태 범주에서 가구가 증가한 모습을 보인다. 남녀 통합 기준으로 인구분포 변화에 따른 효과에서 미혼 인구의 가구 증가가 가장 크며, 유배우 및 사별/이혼 집단의 가구 증가 규모가 유사한 수준이다. 전반적으로 2000~2020년 기간의 인구분포 변화에 따른 가구 증가는 연령 기준으로는 50대 이상, 혼인상태 기준으로는 미혼 집단에서 가장 크게 관측된다. 연령-혼인상태별 조합(C)을 보면 50대 이상 사별/이혼 집단과 30~40 대 미혼 집단의 가구 증가가 상대적으로 크게 나타남을 보여 준다. 유배우 집단의 경우 인구분포 변화로 인한 절대적 가구 증감 규모가 미혼이나 사별/이혼 집단을 능가하지만, 50대 이상과 40대 이하가 상반된 패턴(특히 남성)을 보임으로써 효과가 크게 상쇄되는 모습이 관측된다.

마지막으로 <표 7>은 2000~2020년의 기간에 걸친 가구 규모 변화를 비율(가구주율) 변화와 분포(인구분포) 변화로 구분하여 종합적으로 정리한 결과를 보여 준다. 연령 기준으로 전체 가구 증가를 주도한 것은 50~64세 및 65세 이상 집단이다. 50세 이상 인구의 가구 증가는 인구분포 변화의 효과를 상대적으로 강하게 반영한다. 30대 이하 인구 집단은 가구주율 변화로 가구가 증가했지만, 인구분포의 변화가 그 효과를 상쇄하는 모습을 보인다. 다만 19~29세 집단에서는 가구주율 변화로 인한 가구 증가가 더 크게 나타나며, 30~39세 집단에서는 인구분포 변화로 인한 가구 감소의 효과가 더 크다. 혼인상태의 경우 모든 범주에서 가구주율 변화와 인구분포 변화가 가구 증가로 이어졌음을 보여 준다. 혼인상태 중에는 미혼 인구의 가구 증가 규모가 가장 크며, 다음으로 사별/이혼, 유배우의 순이다. 혼인상태별 가구변동에서는 모든 혼인상태 범주를 아울러 가구주율 변화보다는 인구분포 변화의 효과가 더 크게 관측된다. 세부적인 표를 제시하지는 않았지만, 혼인상태에서 미혼 집단의 가구 증가가 가장 크게 나타나는 것은 성-연령 범주를 아울러 대체로 일관되게 가구주율 변화와 인구분포 변화가 가구 증가로 이어지는 점과도 관련이 있다. 성-연령별 세부 조합을 보면 미혼 집단은 남녀 40대에서 가구주율 변화로 가구가 감소하지만, 다른 모든 성-연령 조합에서 가구주율과 인구분포 변화로 가구가 증가하는 모습을 보인다. 반면에 유배우나 사별/이혼 집단에서는 가구주율 변화와 인구분포 변화의 효과가 상대적으로 더 크게 상쇄되는 현상이 관측된다.

Ⅴ. 종합 및 결론

2000년대 들어 우리나라는 저출산과 기대여명 증가로 인구 고령화가 가속화되는 한편 인구가 과거의 가파른 증가세를 멈추고 장기간에 걸친 감소 과정에 진입할 것으로 전망되고 있다. 인구가 정점에 도달한 후 감소 국면에 진입할 것으로 전망되는 것과 대조적으로 가구 규모는 지속적인 증가세를 보이는 동시에 1인 가구의 급격한 증가 등 가구의 구조 또한 기존과는 다른 양상을 보여 주고 있다. 결혼의 연기/감소, 이혼의 증가, 노년기의 사망률 감소, 독립적으로 가구를 형성하는 성향 증가, 저출산과 기대여명의 증가에 따른 인구의 연령 분포 변화 같은 인구학적 변화는 가구변동에 큰 영향을 미칠 수 있다. 가구변동에 대한 관심이 높아지는 시점에서 이 연구는 최근 20년에 걸친 가구변동의 인구학적 맥락과 가구 수 증가를 초래하는 요인을 이해하고자 하였다. 이 연구는 2000~2020년의 20년에 걸친 가구변동을 구성 요소로 분해하기 위해 전반적인 가구변동의 양상을 기술적으로 살펴본 데 이어 가구주의 가족 생애주기 차원에서 가구 유형의 변화를 살펴보았다. 가구주의 가족 생애주기 단계별 분석은 2000~2020년 기간에 이루어진 가구 증가에서 65세 이상 노인 가구주 가구가 46.05%, 비노인 가구주 중에는 미혼 가구주 가구가 38.55%, 사별/이혼 가구주 가구가 13.11%를 차지함을 보여 주었다. 반면에 전체 가구 수 변화에서 유배우(비노인) 가구의 영향은 상대적으로 미미한 것으로 분석되었는데, 이는 피부양 자녀와 동거하지 않는 유배우 가구의 증가를 피부양 자녀와 동거하는 유배우 가구의 감소가 상쇄하는 것과 관련이 있다. 다른 한편으로 이 연구는 19세 이상 전체 인구를 대상으로 2000~2020년의 기간에 걸친 가구 증가를 동거 대신에 독립된 가구를 형성하는 성향(가구주율)의 변화와 인구분포의 변화(절대적 인구 증감 및 상대적 구성 변화)에 기인하는 요인으로 분해하여 가구변동의 기제를 좀 더 심층적으로 이해하고자 하였다. 표준화-분해 분석 결과는 2000~2020년의 기간에 걸친 가구 증가의 대략 2/3가 인구분포의 변화, 대략 1/3이 가구주율의 변화에 기인함을 보여 주었다. 전반적으로 2000~2020년 기간의 가구 증가에서 가구주율 변화의 효과는 연령 기준으로는 65세 이상과 19~29세 연령대, 혼인상태 기준으로는 사별/이혼, 미혼 집단에서 상대적으로 크게 관측되었다. 연령-혼인 상태별 세부적인 분석 결과는 65세 이상 사별/이혼(특히 여성) 집단과 19~29세 미혼 집단이 가구주율 증가로 인한 가구 증가를 주도했음을 보여 준다. 한편 2000~2020년 기간의 인구분포 변화에 따른 가구 증가는 연령 기준으로는 50대 이상, 혼인상태 기준으로는 미혼 집단에서 가장 크게 관측되었다. 연령-혼인상태별 세부적인 분석 결과는 50대 이상 사별/이혼 집단과 30~40대 미혼 집단의 가구 증가가 상대적으로 크게 나타남을 보여 주었다. 유배우 집단에서는 남성을 중심으로 인구분포의 변화로 50대 이상 유배우 집단의 가구가 크게 증가했지만, 30대 유배우 집단의 가구가 감소함으로써 가구 증가의 효과가 상쇄되는 모습이 관측되었다.

전반적으로 이 연구의 분석 결과는 2000~2020년의 기간에 걸친 가구 증가에서는 미혼 집단과 50대 이상 사별/이혼 집단이 큰 역할을 하였음을 보여 준다. 50대 이상 사별/이혼 집단의 가구 증가는 인구분포 변화의 영향이 큰 동시에 가구주율 또한 크게 증가하는 상황을 반영한다. 다만 50~64세 연령대에서는 인구분포의 변화로 인한 가구 증가가 더 높은 패턴이 관측되는데, 이는 베이비붐 세대가 이 연령대로 진입하는 상황과 관련이 있는 것으로 볼 수 있다. 반면에 65세 이상 사별/이혼 집단의 경우 남성은 인구분포 변화의 효과가 좀 더 크지만, 여성은 가구주율 변화의 효과가 인구분포의 효과를 크게 웃도는 패턴을 보인다. 미혼 집단의 경우 연령대별로 차별적인 양상을 보여 주는데, 19~29세는 가구주율 증가로 인한 가구 증가가 크지만, 인구분포 변화의 효과는 미미한 수준으로 나타난다. 반면에 30~40대 미혼 집단은 가구주율 증가로 인한 가구변동 수준이 19~29세 연령대에 미치지 못하지만, 인구분포 변화의 효과가 상대적으로 크게 관측된다. 다른 혼인상태와 마찬가지로 유배우 가구도 전반적인 가구주율 증가로 가구가 증가했지만, 가구주율 변화의 효과는 성별로 상반된 양상을 보여 준다. 또한 인구분포 변화의 효과에서도 50대 이상 유배우 집단의 가구가 크게 증가하지만, 30대 이하 유배우 집단에서는 반대의 패턴을 보임으로써 가구 증가를 억제하는 모습을 보인다.

이 연구의 분석 결과가 보여 주는 중고령 사별(이혼) 여성 가구(주)의 증가는 최근까지 지속된 사망률 감소와 사망률에서의 성별 격차를 반영하는 측면이 있다. 가구 증가에서 65세 이상 사별(이혼) 여성 가구주의 비중이 커지는 현상은 이들 집단을 대상으로 한 노후소득보장과 건강-돌봄 정책의 중요성을 시사한다. 전체 생애에 걸친 낮은 경제활동참가율과 빈번한 경력 단절, 그리고 노동시장에 존재하는 성별 소득(임금) 격차의 문제가 누적된 결과로 고령의 사별 여성은 빈곤에 직면할 위험이 상대적으로 높다. 특히 연령이 높아짐에 따라 나타나는 건강상 의 문제는 소득보장의 문제를 더욱 악화시키고 사회적 고립을 초래할 개연성을 높인다는 점에서 적극적인 정책적 개입이 필요하다. 분석 결과는 또한 지난 20년에 걸친 가구변동 과정에서 20대 미혼 집단이 독립된 가구를 형성하는 성향이 높아졌음을 보여 준다. 독립적으로 가구를 형성하는 미혼 청년 가구의 증가는 고령의 사별 여성과 마찬가지로 소득보장이나 안전 및 정서적 지원 같은 영역과 함께 주거 지원, 그리고 안정된 경제적 기반 마련을 지원하는 정책의 중요성을 시사하는 측면이 있다. 특히 청년층의 주거 및 경제적 기반 마련은 한국 사회가 직면한 심각한 저출산 문제와 직결된다는 점에서 더욱 적극적인 정책적 개입이 필요하다.

한편 이 연구의 분석 결과에 기초하여 미래 한국 사회에서 전개될 가구변동을 전망하기는 쉽지 않을 것으로 보인다. 특히 혼인, 이혼, 재혼 과정을 모두 아우른 혼인력 변동의 미래를 전망하기는 매우 어렵다. 그럼에도 최근까지의 추세와 마찬가지로 가구주율은 향후 상당한 기간에 걸쳐 지속적으로 증가할 개연성이 있다. 실제로 2022년에 이루어진 통계청(2024e, p. 24)의 장래가구추계에서는 향후 30년의 기간에 걸쳐 가구주율(전체 기준) 이 지속해서 증가할 것으로 전망하고 있다. 그러나 가구주율 증가와 달리 전체 인구가 감소 국면에 진입할 것으로 전망되는 점은 가구 증가를 억제하는 요인으로 작용할 개연성이 있다. 다만 최근까지의 인구학적 변화를 고려할 때 연령대별 가구변동은 어느 정도 전망해 볼 수 있다. 예컨대, 20대 청년층의 경우 최근까지 지속되고 있는 만혼화와 비혼화 같은 현상을 통해 가구주율이 지속해서 증가할 여지가 충분히 있지만, 낮은 출산율과 자녀를 출산하는 부모 세대(인구)의 감소로 20대 인구가 감소하는 등 상충적인 요인들이 작용하는 관계로 유의미한 가구 수 증가로 이어지기는 쉽지 않을 것으로 보인다. 20대와 반대로 고령층 인구는 향후 상당한 기간에 걸쳐 지속해서 증가할 개연성이 높기에 가구주율 증가가 동반된다면 가구 증가로 이어질 개연성이 매우 높다. 특히 베이비붐 세대(1955~63년생)가 모두 노년기에 진입하는 2020년대 후반에는 가구변동에서 인구분포의 효과가 크게 나타나는 시기로 볼 수 있다. 다만 남성과 여성의 노년기 사망률 격차와 혼인력 변동에 따라 고령층의 가구 증가 추세가 달라질 수 있을 것이다. 예컨대, 노년기 남성과 여성의 기대여명 격차가 유지(확대)되고 이혼율이 증가하면 인구 증가와 가구주율 증가가 상승 작용하여 가구 증가 폭을 확대시킬 수 있다.

이 연구에서는 간명성 확보 차원에서 2000~2020년에 걸친 가구 수 변화를 가구주율 변화와 인구분포 변화로 구분하여 성장 요인을 확인하고자 하였다. 그러나 이 연구에서 사용한 표준화-분해 기법의 특성으로 비율(가구주율) 변화와 인구분포 변화의 상호작용을 고려하지 못하였다. 또한 분석 결과의 해석에서 일부 관련 내용을 언급하였지만, 가구변동에서 관측되는 시간-연령-코호트 효과를 명확히 논의하지 못하는 측면이 있다. 더 나아가 이 연구에서 사용하는 인구분포의 변화가 절대적인 인구 증감과 함께 성-연령-혼인상태별 구성 변화를 모두 아우르는 요인이기에 분석 결과에 기초하여 출산, 사망, 혼인 등 인구분포 변화의 세부적인 사항(원인)을 파악하기가 쉽지 않다. 분석적으로 볼 때 인구분포의 변화는 크게 출산력, 사망력, 혼인력 등을 아우르는 인구동태율(vital rates)과 인구 구조(구성)의 영향으로 구분할 수 있다. 여기에서 인구 구조(성-연령-혼인상태별 구조)의 영향은 시간의 경과에 따른 인구동태율의 변화가 없는 상태에서 이루어지는 인구 변화를 지칭한다. 수리인구학에서 사용하는 인구 모멘텀/관성(population momentum) 개념이 바로 이 현상을 지칭한다.⁹⁾ 향후 인구변동에 따른 가구변동의 양상을 좀 더 체계적으로 이해하기 위해서는 인구분포 변화의 효과를 세부적인 인구변동 요인별로 분해하는 방법의 적용을 검토할 필요가 있는 것으로 보인다. 특히 최근 들어 괄목할 만한 발전을 보이고 있는 미시-거시 인구 시뮬레이션 모형(예컨대, Mason, 2016; Zeng et al., 2014)이 대안이 될 수 있다. 인구 시뮬레이션 모형은 가구변 동을 인구동태율(출산율, 사망률, 혼인율/이혼율, 이동률)과 인구 구조의 영향으로 분해하여 이해하는 측면에서도 장점이 있다. 이렇게 가구변동을 초래하는 인구변동 요인들에 대한 정확한 이해는 가구변동에 대응하는 정책 방향을 수립하는 측면에서도 유용한 기여를 할 수 있을 것이다.

한편, 이 연구에서는 인구분포의 영향과 구분하여 독립된 가구를 형성하는 성향을 ‘가구주율’로 측정하고 있다. 앞에서 언급했듯이 이 지표는 특정 유형의 가구를 독립적으로 형성하는 성향을 직접적으로 측정하지 못하는 한계가 있다. 독립된 가구를 형성하는 성향은 개인의 선호뿐만 아니라 고용(직업), 소득-자산 같은 사회경제적 조건, 주택시장 상황, 가구(가족) 형성 문화 등을 모두 포괄한다. 가구변동에서 가구주율 변화가 갖는 함의를 정확히 이해하기 위해서는 다양한 가구 유형 간의 전환 패턴 및 이에 영향을 미치는 요인들에 대한 분석이 필요하다. 이 과정에서 선행 연구(Richards et al., 1987, p. 78)가 지적하듯이 독립적인 가구의 형성에서 횡단면적(cross-sectional) 변이에 영향을 미치는 요인들의 영향이 반드시 종단면적(longitudinal) 영향으로 이어지지 않을 수 있음에도 유의할 필요가 있다. 또한 가구 유형 간 전환에 영향을 미치는 요인들의 영향이 가구 유형별로 차이를 보일 수 있다는 점도 고려할 필요가 있다.