단독주택 소유가구의 주택개량 행태와 결정요인 : 대수선이하에서 증‧개축이상까지

1. 연구배경 및 목적

우리나라는 그동안 아파트 위주의 대량 주택공급을 통해 주택보급률이 2008년에 이미 100%를 넘어설 만큼 양적(量的) 부족문제를 상당부분 해소하였다. 그럼에도 기성시가지에 주로 분포하는 단독주택(다가구주택 포함)의 경우 주택재고의 약 40%를 차지하고 있지만 2014년 주거실태조사에 따르면 경과년수 20년을 초과한 단독주택이 2/3에 달할 만큼 노후‧불량화로 인한 질적(質的) 주거문제는 여전히 해결해야 할 과제로 남아 있다.

이러한 상황에서 기성시가지의 노후‧불량 단독주택지 정비에 대한 중앙정부 및 지자체의 정책방향이 종전의 철거재개발에서 현지개량 방식으로 전환되면서 주택개량에 대한 사회적 관심이 증대하고 있다. 서울시의 ‘휴먼타운’사업, 국가건축위원회와 국토해양부의 ‘해피하우스’사업 등을 통해 주택개‧보수에 대한 공공지원이 가시화되고 서울시 은평구의 ‘두꺼비하우징’사업에서처럼 사회적 기업이 참여하면서¹⁾ 많은 지자체에 ‘희망의 집수리사업’이 확산되고 있다. 이러한 흐름을 반영하여 도시 및 주거환경정비법에 개별 필지 단위로 주택을 개량‧정비할 수 있는 방식의 ‘주거환경관리사업’이 2012년 도입되었고, 여기에 국민주택기금의 주택개량자금을 통한 융자 지원뿐 아니라 서울시의 주택개량자금 이자보전대출제도²⁾와 같은 융자금 이자 지원까지 추가되었다. 또한 2015년 7월부터는 기초생활수급자를 위한 주거급여로 자가가구에 대한 주택개량지원사업이 국토교통부로 통합 운영되기 시작하였다.³⁾

그러나 이러한 정책 변화는 다분히 규범적(normative) 판단에 근거한 것으로, 실제 이를 뒷받침할 수 있는 기성시가지내 노후불량 단독주택 소유자의 주택개량 관련 의사결정 행태에 대한 실증적(positive) 증거는 매우 부족하다. 특히 어떠한 특성을 가진 주택소유가구가 어떠한 주택을 어느 정도의 범위로 개량할 것인가의 문제는 경험적(empirical)으로 확인된 바가 없다. 이에 본 연구는 우리나라 단독주택 소유가구의 주택개량 행태 특성과 이러한 행태를 결정하는 요인을 실증적으로 분석함으로써, 최근 도입된 주거환경관리사업을 비롯하여 개별 필지 단위의 주택정비정책에 대한 시사점을 도출하는데 목적이 있다.

2. 분석대상 범위와 자료

본 연구는 개별 필지 단위로 이루어지는 주택정비에 초점을 맞추어 주택개량을 그 규모에 따라 두 개의 범위로 나누어 조작적으로 정의한다. 건축법에 의거하여 ‘대수선’까지의 범위를 협의(狹義)의 주택개량(이하 ‘대수선이하’ 주택개량)으로 정의하며, 이는 흔히 ‘개‧보수’로 일컬어지기도 한다. 그리고 ‘증‧개축’과 ‘신축’에 이르는 ‘건축’까지 확장한 범위를 광의(廣義)의 주택개량(이하 ‘증·개축이상’ 주택개량)으로 정의하는데,⁴⁾ 개별 필지 단위를 넘어 여러 필지를 통합하여 집단적으로 이루어지는 재개발은 제외한다.

이에 따라 실증분석도 주택개량 범위에 따라 두 단계로 나누어 진행된다. 첫 번째는 대수선이하 주택개량에 국한된 분석 단계로, 이는 국토교통부의 2014년 주거실태조사 자료에 기초한다(제Ⅲ장). 두 번째 단계는 증·개축이상 주택개량으로 확장된 분석으로, 이를 위해서는 서울시 주거환경관리구역 10개 대상지에 대한 설문조사 자료를 이용한다(제Ⅳ장). 2014년 주거실태조사는 주택개량에 관한 최초의 공식 통계를 제공하고 있으므로, 우리나라 주택개량 행태의 일반적 특성을 파악하는데 유용하다. 반면 설문조사 자료는 서울에 한정되었지만 주거실태조사 자료에서는 찾아볼 수 없는 증·개축이상 주택개량에 관한 정보를 포함하고 있어, 이를 통해서는 주택개량 결정요인을 보다 다양하고 심층적으로 분석할 수 있다. 두 자료간 공간적 분석범위의 일관성을 유지하기 위해 주거실태조사 자료에 대한 분석결과는 필요에 따라 전국뿐 아니라 서울을 단위로 하여 제시한다.

1. 주택개량의 경제원리

주택은 대표적인 내구재(durable good)로서 소비재와 투자재의 속성을 동시에 갖고 있기 때문에 주택을 보유한 가구는 주거서비스(housing service)를 직접 소비하거나 그 주거서비스의 일부 또는 전부를 다른 가구에게 제공함으로써 임대료를 받을 수 있다. 일반적으로 주거서비스 또는 임대료 수준(H, 이하 주거서비스로 통칭)은 수요 측면에서 가구특성(D), 공급 측면에서 주택특성(S)에 의해 결정되는데),⁵⁾ 주목할 것은 시간(t)이 흐름에 따라 주택의 설비‧구조와 같은 물리적 요소가 노후‧불량화되어 주거서비스 수준이 지속적으로 하락한다는 점이다(식 (1)). 주거서비스 수준이 매 시기 일정 비율(δ)로 감소한다면, 경과년수 t시점에서의 중고주택의 주거서비스 수준(H_t)은 식 (2)와 그림 1과 같이 나타낼 수 있다.

주택의 개량(improvement)은 이렇게 저하된 주거서비스 수준을 다시 향상시키는 수단으로, 주택개량의 범위와 그에 따른 자본투입 규모(k)에 비례하여 주거서비스의 회복 수준(B)이 증대한다(식 (2), 그림 1). 그렇지만 주택개량 비용(C)도 자본투입 규모(k)에 비례하여 동시에 증가한다. 따라서 주택소유자는 시간의 흐름에 따라 지속적 효과를 지니는 주거서비스 개선의 편익(B)과 그에 따른 비용(C)의 현재가치(present value)를 비교하여 주택을 개량할 것인가, 그렇다면 언제, 얼마만큼 개량을 할 것인가의 의사결정을 하게 된다.

이러한 주택개량 관련 의사결정 과정은 기본적으로 Arnott and Lewis(1979) 이래 도시경제학에서 최적 개발시점과 개발규모를 결정하기 위해 적용한 동태적 최적화(intertemporal optimization)의 원리를 따른다. 분석의 편의상 주택의 내구연한을 무한대로 설정하면,⁶⁾ 주택을 개량하지 않을 때 미래 주거서비스 흐름의 현재가치(V₀)는 식 (3)과 같이 나타낼 수 있다. 이에 비해 식 (4)는 주택을 T시점에서(T>0) k만큼의 자본을 투입하여 개량할 때 미래 주거서비스 흐름과 비용의 현재가치(V₁)를 나타낸다.

식 (4)에서 주택소유자에게 놓인 선택은 V₁을 극대화하기 위해 어느 시점(T)에서 얼마만한 규모(k)로 주택을 개량할 것인가이다. 먼저 식 (5)의 최적화 일계조건(F.O.C, First Order Condition)을 해석하면, 주택개량 시점을 1개 시기 연기할 때 개량에 소요되는 비용을 다른 기회에 활용하여 얻을 수 있는 수익(rC)이 개량을 연기함으로써 포기해야 하는 1개 시기동안의 주거서비스 개선효과(Be^-δT)와 동일해지는 시점이 최적의 주택개량 시점이 된다. 식 (6)의 일계조건 역시 주택개량을 위한 자본 투입이 1단위 추가될 때 주거서비스 수준의 증가분(δB/δk)이 그에 따른 한계비용(δC/δk)과 동일해 지는 단계에서 최적의 주택개량 규모가 결정됨을 알려준다.⁷⁾

이렇게 하여 식 (5)와 (6)을 동시에 충족하는 최적 개량 시점(T^*)과 규모(k^*)를 결정하면(식 (7)), 이를 다시 식 (4)에 대입하여 최대화된 V₁^*를 구한 다음 식 (8)과 같이 V₀와 비교함으로써 주택개량 여부 자체를 판단한다. 즉 V₁^*가 V₀보다 크면 주택개량을 선택하고 그렇지 않으면 개량을 하지 않는데, 이는 결국 미래 주거서비스 개선에 따른 편익(B)의 흐름과 그에 따른 비용(C)의 현재가치의 차이에 의해 결정된다.

이상의 과정에서 주택의 경과년수가 오래될수록 주거서비스 수준이 낮아지므로 일반적으로 최적 주택개량 시점(T^*)이 늦어지면 그 규모(k^*)도 커질 것으로 예상할 수 있다. 이러한 점에서 관심의 대상이 되는 것은 비교적 경과년수가 오래되지 않은 시점에서 대수선이하와 같은 작은 규모의 주택개량을 선택할 것인가(그림 1의 a), 아니면 비교적 경과년수가 오래되었을 때 증·개축이상과 같은 큰 규모의 주택개량을 선택할 것인가(그림 1의 b)의 의사결정이다.

Fig 1.

Economic principle of housing improvement

2. 주택개량 결정요인

본 연구의 실증분석은 식 (7)에 기초하는데, 자료의 특성상 최적 개량 시점(T^*)은 파악할 수 없으므로 대수선이하와 증·개축이상 등의 최적 개량 규모(k^*)에 초점을 맞추어 이를 종속변수로 삼는다. 최적 개량 규모는 주거서비스 수준을 변화시키는 선택 변수이므로 역시 가구특성(D)과 주택특성(S)에 의해 영향을 받는다. 여기서는 이후 실증분석을 위해 독립변수들로 설정해야할 가구 및 주택특성을 선행연구를 통해 구체화한다.

3. 선행연구 동향

주택소유가구의 주택개량 행태와 관련된 실증연구는 상대적으로 주택개량 시장규모가 큰 미국 등 국외에서 활발히 이루어졌다. 미국에서는 1980년대 초반 신규주택 건설 대비 중고주택 개량의 시장규모가 약 73%까지 급성장한 바 있고(Boehm and Ihlanfledt, 1986), 2004년∼2005년에는 주택소유가구의 절반이 약간이라도 주택을 개조한 것으로 나타났다(Plaut and Plaut, 2010). 이에 비해 그동안 중고주택의 개량보다는 신개발이든 재개발이든 신규주택의 건설에 주력해 왔던 우리나라에서는 자료부족 등으로 인해 연구성과가 매우 미흡하다.

국내에서 주택개량 행태와 관련된 실증연구로는 배순석(2005)이 거의 유일한데, 10년 이상 경과된 중고주택 소유자들에 대한 설문조사를 통해 주택개량 의사에 관한 기초적인 통계를 제공하고 있다. 주요 조사결과는 주택의 경과년수, 주택가격, 주택소유자의 소득, 거주기간에 관계없이 대부분의 주택에서 개‧보수는 정기적으로 일어나지 않으며, 단독주택에 비해 다세대와 연립주택은 특히 거의 개보수를 하지 않는다는 점이다. 또한 주택 개·보수의 제약요인으로 응답자의 67%가 경제적 부담을 지적한 반면, 22%가 개·보수할 가치가 없기 때문으로 답하고 있어 개‧보수의 대안으로 신축이나 재건축 또는 주거이동의 가능성을 고려하고 있음을 시사한다.¹⁰⁾

한편 본 연구와 직접 관련되어 있지는 않지만 배순석외(2006)는 2005년 센서스자료 등을 활용하여 주택재고 실태를 분석하고 유지보수, 리모델링, 재건축의 주택재고관리 정책방향을 제시한 바 있다. 이 외에 현지개량방식의 주거환경개선사업에서 주택개량 실태를 분석한 문중경외(2009), 주택개량지원 제도를 고찰한 이창호‧백혜선(2012), 주거환경관리사업에서 주택개량 여부를 게임이론에 기초하여 모의실험한 홍성조‧안건혁(2013) 등의 연구가 있다.

1. 단독주택 노후특성과 주택개량 행태

주거실태조사 자료에 의한 단독주택의 노후특성 및 주택개량 행태에 관한 기술통계는 표 1에 정리되어 있는데, 이러한 통계는 모집단의 특성을 반영할 필요가 있으므로 표본가중치를 적용하였다. 가장 관심의 대상이 되는 주택의 경과년수와 향후 2년내 주택개량 의사에 대해서는 전국뿐 아니라 서울에 대한 통계도 함께 제시하였다.

우리나라에서 주택의 노후‧불량 여부를 판단하는 기준은 경과년수로, 서울시의 도시 및 주거환경정비조례(제3조 1항) 등에 의하면 단독주택은 통상 20년을 기준으로 한다. 이를 감안할 때 전국의 단독주택 재고 중 경과년수 20년을 초과한 주택이 71.5%, 30년을 초과한 주택이 49.7%를 차지하여 노후‧불량주택 비중이 매우 높음을 알 수 있다. 서울의 경우에도 20년 초과 주택이 77.8%, 30년 초과 주택이 39.7%를 점유하여 노후·불량주택 비중이 매우 높다. 또한 이와 함께 주택소유가구가 주관적으로 평가한 주택의 불량 상태를 보면(표 1), 경과년수가 증가함에 따라 4점 리커트(Likert) 척도(1점=양호, 2점=조금 양호, 3점=조금 불량, 4점=불량)의 평균 점수가 증가하여 주거서비스 수준이 상대적으로 저하되는 경향이 관찰된다.¹²⁾

표 1에서는 경과년수가 오래될수록 주택을 개량했던 경험도 증가하는 경향을 확인할 수 있는데, 특히 경과년수 10년을 기점으로 주택개량 경험 가구의 비중이 37%에서 67%로 크게 증가하는 특징을 보인다. 그럼에도 대수선 경험은 10% 미만에 불과할 만큼 주택개량의 대부분이 소규모로 이루어지고 있음을 알 수 있으며, 이에 따라 개량 횟수도 경과년수 30년을 초과하면 2회 이상이 된다. 한편 주택의 경과년수와 가구의 거주기간은 비례하는 경향이 있는데, 이에 따라 거주기간 대비 주택개량 횟수로 산정한 개량 빈도는 년 0.15회, 즉 10년에 약 1.5회 정도로 나타난다. 다만 이상의 통계는 과거 어느 시점에서 주택개량이 이루어졌는지를 알 수 없기 때문에 단독주택 소유가구의 주택개량 형태를 파악하는 데는 한계가 있다.

Table 1.

Characteristics of deterioration and small-scale improvement by the age of a house

이에 비해 주택개량 행태와 관련된 보다 분명한 통계는 향후 2년내 주택개량 의사이다. 표 1은 주택의 경과년수가 오래됨에 따라 주택개량 의사를 밝힌 가구의 비중이 커지고 이들이 검토하고 있는 평균 주택개량 비용(지불의사액)도 대체로 증가함을 보여주고 있다. 특히 경과년수 20∼25년의 주택소유자는 약 1/3이 개량 의사를 갖고 있는데, 그럼에도 대수선 의사는 2.9%에 불과하고 지불의사액도 평균 247만원으로 주택개량 규모는 크지 않다. 나아가 눈여겨 볼 것은 경과년수가 25년을 초과하면 주택개량 의사나 지불의사액이 더 이상 증가하지 않고 오히려 감소세로 돌아선다는 점으로, 이에 따라 경과년수와 주택개량 사이에는 비선형(non- linear) 관계가 감지된다.¹³⁾ 이러한 결과는 주택의 경과년수가 너무 오래되어 주거서비스 수준이 크게 저하되면 대수선이하보다 증·개축이상의 주택개량과 같이 주거서비스 수준을 구조적으로 개선하기 위한 대안을 모색하게 될 수 있음을 시사한다.¹⁴⁾ 서울의 경우 마찬가지로 경과년수 20∼25년의 주택에서 대수선을 비롯한 개량 의사 비율이 높게 나타나지만, 31년 초과 주택에서도 높은 비율이 관찰된다.

2. 주택개량 결정요인

2) 추정결과

주택개량 여부에 대한 이항로짓모형과 지불의사액에 대한 토빗모형의 추정결과는 표 2에 제시되어 있다. 전반적인 특징은 대수선이하의 주택개량 확률이나 지불의사액이 가구나 주택특성에 따라 차이가 크게 나지 않으며, 한정된 요인에 의해서만 영향을 받는다는 점이다. 다른 모든 조건이 일정할 때(ceteris paribus) 주택개량 여부와 지불의사액에 대해 모두 통계적으로 유의한 영향을 주는 변수는 경과년수와 주택 불만족도의 두 가지 주택특성뿐이다. 가구특성 중에서는 지불의사액에 대해 연령만이 유의한 영향을 미치고 있다.

Table 2.

Determinants of small-scale housing improvement and willingness to pay

특징적으로는 경과년수가 오래될수록 주택개량 확률과 지불의사액이 커지지만, 20∼25년에서 계수값이 정점을 이룬 다음에는 감소로 돌아서 비선형의 관계가 나타나고 있다. 특히 20∼25년 다음에 16∼20년이 큰 계수값을 갖고 있어 25년 이후에는 대수선이하 주택개량의 확률과 지불의사액이 상대적으로 급격하게 감소함을 알 수 있다. 한편 주택에 대한 불만족도가 높을수록 주택개량 확률과 지불의사액이 증가하고, 연령이 높을수록 지불의사액이 감소한다. 반면 소득과 자산, 거주기간, 주택유형, 토지가치, 주거환경 불만족도, 도시(시‧구)와 농촌(군)에 따라서는 주택개량 여부와 지불의사액 모두 유의한 차이가 발견되지 않는다.

서울의 표본만을 대상으로 한 추정결과도 유사한 특징을 보여준다. 주택개량 여부와 지불의사액의 결정요인은 경과년수와 주택 불만족도의 두 가지 주택특성뿐이다. 특히 경과년수 25년을 초과하면 주택개량 확률과 지불의사액이 경과년수 15년까지의 비교적 노후되지 않은 주택과 통계적으로 유의한 차이가 없을 만큼 감소한다.¹⁹⁾ 오히려 대수선이하 주택개량의 확률과 지불의사액은 경과년수 16∼20년 주택에서 가장 높게 나타난다. 따라서 주택개량 결정요인은 전국 단위나 서울이나 큰 차이가 없으므로, 다음 장에서는 공간적 범위를 서울에 한정하여 분석하도록 한다.

1. 설문조사 및 분석모형

주거실태조사 자료에 의거한 주택개량 결정요인 분석결과에서 가장 주목할 만한 점은 경과년수가 25년 이상이 되면 대수선이하 주택개량 확률과 지불의사액이 급격하게 감소한다는 것으로, 이는 경과년수가 너무 오래되어 주거서비스 수준이 크게 저하되면 대수선이하의 개‧보수보다 증·개축이나 신축 또는 재개발과 같은 대안을 모색하고 있음을 의심케 한다. 이러한 의문에 답을 구하기 위해서는 주택소유가구가 선택할 수 있는 주택개량의 범위를 증‧개축과 신축을 포함하여 확대할 필요가 있으며, 이를 위해 별도의 설문조사를 실시하였다. 또한 설문조사를 통해 주거실태조사 자료로는 명확히 파악할 수 없었던 토지가치 대비 임대료 수준, 보유주택 대비 주변 주거환경 노후‧불량도의 상대적 차이의 영향 등도 분석할 수 있는 자료를 구축하였다.

구체적으로 설문조사는 서울시내 주거환경관리구역을 대상으로 하였는데, 주거환경관리구역에서는 개별 필지 단위의 증‧개축이나 신축은 가능하지만 집단적으로 이루어지는 주택재개발정비사업은 불가능하기 때문에 재개발의 대안을 배제하기 위해서이다. 대상지는 주거환경관리구역으로 지정된 배경 등을 다양하게 고려하여 도시재정비촉진을 위한 특별법에 의한 재정비촉진지구내 존치구역(시흥동, 신림동), 주택재개발정비구역에서 해제된 구역(북가좌동, 연남동, 삼선동, 구로동), 그 밖의 지역(방학동, 온수동, 독산동, 역촌동)에서 10곳을 선정하였다.²⁰⁾ 설문조사는 2015년 상반기에 걸쳐 대상지내 205명의 단독주택 소유자를 대상으로 직접 면접조사 방식으로 이루어졌으며. 최종적으로 결측치를 제외한 185부가 분석에 사용되었다.

종속변수를 구성하기 위한 설문항목은 향후 주택개량 계획으로. 주택개량의 범위를 ‘계획 없음’, ‘대수선 이하’, ‘증‧개축 이상’의 3개 범주로 구분할 수 있도록 하였다. 이와 함께 소규모 개량에서 대수선, 그리고 증‧개축과 신축에 이르는 주택개량 규모의 차이를 연속형 변수로 포착하기 위해 지불의사액을 설문하였다. 이에 따라 분석모형은 3개 수준의 주택개량 범주에 대한 다항로짓(multinominal logit)모형과 지불의사액에 대한 토빗모형(tobit)의 두 가지로 구성된다.

독립변수로는 주거실태조사 자료와 마찬가지로 가구주 연령, 소득, 순자산, 거주기간의 가구특성과 주택유형, 경과년수의 주택특성을 조사하였다. 이때 경과년수는 연속형 변수로 포착함으로써 2차 함수의 비선형 관계로 구성할 수 있도록 하였다. 한편 주거실태조사 자료에 비해 다른 것은 토지가치(입지잠재력) 대비 임대료 수준을 추정한 것으로, 이를 위해 다가구나 영업겸용 주택 등의 전세보증금과 월세를 조사하여 대지면적당 임대료를 산출하였다.²¹⁾ 다만 임대하지 않은 주택에 대해서는 개별 주택공시가격을 기준으로 해당 지역내 유사 가격대 주택의 평균 임대료를 적용하였고, 토지가치는 개별 공시지가로 산정하였다.

한편 주거실태조사 자료에서 불만족도로 측정, 평가되었던 주택 및 주거환경 상태를 보다 명시적으로 노후‧불량도로 설문하여 보유주택과 주변 주거환경 상태간 상대적 비교가 가능하도록 하였다. 주거환경은 주변 주택과 정비기반시설로 구분하여 보유주택과 함께 노후‧불량도를 5점 리커드 척도(1=매우 양호, 5=매우 노후‧불량)로 측정하고, 주변 주택과 기반시설이 각각 보유주택에 비해 상대적으로 더욱 노후‧불량한 상태이면 ‘1’의 값을 갖는 더미변수로 고안하였다.²²⁾ 이 외에 10개 주거환경관리구역의 지역특성을 통제하기 위해 지역 더미 변수를 추가하였지만, 추정결과에는 제시하지 않았다.

2. 기초통계와 추정결과

2) 추정결과

다변량 분석인 다항로짓모형과 토빗모형의 추정결과는 표 4에 정리되어 있는데,²³⁾ 이 중 주목할 것은 주택개량 계획이 없는 경우와 대수선이하 및 증‧개축이상 개량의 경우를 구분한 다항로짓분석 결과이다. 개량하지 않는 경우에 비해 대수준이하의 개량을 선택할 확률은 가구와 주택특성에 따라 차이가 거의 나지 않는다. 오로지 가구주 연령이 낮을수록 개량 확률이 통계적으로 유의하게 증가할 뿐이다. 이러한 결과는 대수선이하의 개량에 유의한 영향을 미치는 변수가 매우 제한적이라는 점에서 앞서 주거실태조사 자료에 기초한 표 2의 이항로짓분석 결과와 유사하다.

이에 비해 증‧개축이상의 개량은 개량을 하지 않는 경우는 물론, 대수선이하의 개량과 비교해서도 여러 요인에 의해 차별화되고 있음이 뚜렷이 나타난다. 먼저 가구특성으로는 연령이 낮거나 거주기간이 짧을수록 개량을 하지 않거나 대수선이하의 개량을 하기보다는 증‧개축이상의 개량을 선택할 확률이 유의하게 높다. 그리고 주택특성 중에서도 주택의 노후‧불량도가 높을수록 개량하지 않음이나 대수선이하의 개량보다 증‧개축이상의 개량 확률이 높다. 다만 2차함수로 구성된 경과년수의 경우 증‧개축이상의 개량이 별도의 범주로 신설됨에 따라 더 이상 비선형 관계가 나타나지 않음은 물론 통계적 유의성도 상실하고 있다.

한편 눈여겨 볼 것은 보유주택에 비해 주변 주택들이 상대적으로 더욱 노후‧불량한 상태이면 증‧개축이상 확률이 유의하게 감소한다는 결과로, 이는 주택개량에 있어서도 외부효과 또는 근린효과가 작용하고 있음을 시사한다. 다만 기반시설의 상대적 노후‧불량도는 영향이 없다. 또한 토지가치 대비 임대료가 낮을수록 개량을 하지 않거나 대수선이하의 개량을 하기보다 증‧개축이상의 개량을 선택할 확률이 높아, 입지잠재력 대비 임대료 실현율이 주택개량의 경제적 유인으로 작동하고 있음을 알 수 있다. 이상 통계적으로 유의하게 나타난 설명변수의 영향은 이론 및 선행연구 결과와 기본적으로 일치한다.

지불의사액을 기준으로 주택개량의 수준을 연속화한 토빗모형에서는 범주형의 다항로짓모형에 비해 유의할만한 변수가 크게 줄어든다. 그럼에도 가구특성과 주택특성에서 각각 연령과 주택유형의 영향력이 통계적으로 유의하게 나타난다. 제Ⅲ장에서와 마찬가지로 가구주 연령이 높으면 지불의사액이 감소하는 연령효과는 여전히 포착된다. 주택유형의 경우에는 주택의 일부를 임대할 수 있는 다가구 및 영업겸용 주택에서 지불의사액이 높게 나타나, 이 역시 임대료와 관련된 경제적 요인으로 해석할 수 있다.

Table 3.

Descriptive statistics by improvement level (large-scale repair included)

Table 4.

Determinants of housing improvement plan and willingness to pay