주택연금의 미시적 가입 의사결정 요인의 분석

본 연구에서 분석하는 주택연금의 가입 의사결정과 관련해서 주택연금의 가입요건은 가입연령, 가입대상주택 및 보유주택수로 구분할 수 있다.

먼저, 2007년의 최초 시행 이후 주택연금의 가입연령은 본인과 배우자가 모두 65세 이상 (2007년)→본인·배우자가 모두 60세 이상(2009년)→본인이¹³⁾ 60세 이상(2013년)→본인 또는 배우자가 60세 이상(2016년)→본인 또는 배우자가 55세 이상(2020년)으로 지속적으로 확대되었다¹⁴⁾¹⁵⁾. 또한, 가입대상주택도 실지거래가액 6억 원 이하(2007년)→실지거래가액 9억 원 이하(2008년)→공시가격이¹⁶⁾ 9억 원 이하인 주택(2021년)으로 지속적으로 확대되었으며¹⁷⁾¹⁸⁾, 보유주택수는 1주택이어야 한다¹⁹⁾²⁰⁾.

2022년 5월 말의 주택연금의 누적 가입자 수는 97,658명이고(한국주택금융공사, 2022),²¹⁾ 2022년 8월 말의 주택연금의 누적 보증유지 건수, 연금지급액 및 보증공급액은 각각 78,844건, 7조 8,844억 원 및 96조 6,356억 원이며, 2021년의 연금지급액 및 보증공급액은 각각 1조 2,077억 원 및 16조 234억 원이다(주택금융연구원, 2022).²²⁾ 또한, 가입자의 평균 연령, 월지급금 및 주택가격은 각각 72세,²³⁾ 66만 원 및 1억 9,300만 원이다. 추가적으로, 전체 가입자의 지급방식 및 지급유형에서는 종신지급방식(63.6%) 및 정액형 (70.1%)이 가장 큰 비중을 차지했고, 시도별로 구분하면 수도권 가입자가 68.0%를 차지하는 것으로 나타났다(한국주택금융공사, 2022).²⁴⁾

본 연구의 분석내용에 대한 연구가설은 아래와 같다. 즉, <가설 1>은 선진국들과 달리 공적연금의 미성숙으로 인한 제도적 공백이 크고, 일반적인 개인연금도 충분히 활성화되지 않은 상황에서 가구 자산의 높은 주택 집중도를 바탕으로 주택연금을 통한 보충적인 노후소득보장 기능이 원활하게 수행되는지의 여부에 대한 것이다. 즉, 선진국들은 재정건전성의 제약으로 인한 공적연금의 동(同)기능 약화를 사적연금의 강화를 통해 상쇄하는 정책을 추진하고, 이를 위해 조세혜택 등과 같은 정책적 지원을 제공하지만 우리나라와 같이 개인연금을 통한 누적된 재원 축적이 부진한 경우에는 이미 은퇴한 고령층에 대해 기본적인 연금의 3층 구조를 통해 동(同)기능을 강화하는 것에 한계점이 있는 것이다. 따라서, 선행연구(백혜연 외, 2018; 송인호, 2017; 전성주 외, 2015; 최경진·임병권, 2020)와²⁵⁾ 같이 우리나라의 고령층의 현황을 고려해서 보유자산의 대부분을 차지하는 주택을 활용한 보충적인 소득보장 강화의 현실적 필요성이 매우 큰데, <가설 1>은 대상자들의 가입 의사결정에 이와 같은 정책적 필요성이 반영되었는지를 확인하는 것이다. 즉, 기본적인 연금의 3층 구조를 통한 소득이 커질수록 주택연금을 통한 개인적 차원의 보충적인 소득보장 강화의 필요성과 이를 반영한 주택연금의 가입 가능성은 낮아질 것으로 예상할 수 있는데, <가설 1>은 이와 같은 인과관계의 예상이 타당한 것인지를 확인하는 것이다.

다음으로, <가설 2>는 급격하게 진행되는 인구 고령화 및 절대인구의 감소에 대응해서 퇴직연금 적립금의 연금 전환과 함께 개인연금의 가입 활성화를 통해 불충분한 공적연금의 노후소득보장 기능을 보완해야 하는 시급한 필요성에도 불구하고 선행연구(이경희·전병욱, 2020; Redhead, 2008; Sondergeld & Drinkwater, 2004)와²⁶⁾ 같이 기대여명을 과소 인식하는 경우에는 연금 수요를 낮추는 요인이 될 수 있는데, 주택연금의 가입 의사결정에서도 이와 같은 기대여명에 대한 주관적 인식이 영향을 미치는지를 확인하는 것이다. 즉, 가구 자산의 높은 주택집중도와 함께 재산 보전 및 상속을 위한 심리적 측면의 주택 의존도가 높은 우리나라의 상황에서 주관적 기대여명이 낮은 경우에는 주택연금을 통한 개인적 차원의 보충적인 소득보장 강화의 필요성이 상대적으로 작고, 이를 반영한 주택연금의 가입 가능성이 낮은 반면 주관적 기대여명이 충분히 높은 경우에는 상속 이후의 단계까지 포함한 경제적 최적 의사결정의 측면에서 반대의 경로를 통해 주택연금의 가입 가능성이 높을 것으로 예상할 수 있는데, <가설 2>는 대상자들의 가입 의사결정에 이와 같이 개인적 특성인 가구주의 기대여명에 대한 주관적 인식이 영향을 미쳤는지를 확인하는 것이다.

추가적으로, <가설 3> 및 <가설 4>·<가설 5>는 기대여명 외에 경제적 의사결정에 영향을 미칠 수 있는 가구주의 개인적 인식이 주택연금 가입에 영향을 미쳤는지를 확인하는 것이다. 먼저, <가설 3>은 선행연구(신유정·전병욱, 2019; Carnes et al., 1996; Roberts, 1998)²⁷⁾와 같이 경제적 의사결정에서 사람들은 일반적으로 위험부담을 회피하려는 경향을 가지는 반면 위험성이 게재되기는 하지만 일단 성공했을 경우의 보상이 큰 경우에는 기꺼이 위험을 부담하기도 하는데, 보유 주택의 잠재적 상실과 노후의 안정적 현금흐름 확보의 대가관계의 상황에서 주택연금에 대한 대상자의 가입 의사결정에 이와 같은 가구주의 위험회피성향이 어떤 영향을 미쳤는지의 여부를 확인하는 것이다. 즉, 개인적 특성인 가구주의 위험회피성향의 차이에 따라 주택연금에 가입할 경우의 동(同)대가관계의 변동에 대한 주관적 인식이 달라질 수 있기 때문에 주택연금의 가입 가능성도 영향을 받을 수 있는데, <가설 3>은 이와 같은 인과관계의 예상이 타당한 것인지를 확인하는 것이다.

다음으로, <가설 4>과 <가설 5>는 선행연구(금종예·금현섭, 2017; 양종민, 2020)²⁸⁾와 같이 대상자의 조세제도에 대한 주관적 인식(경제적 능력을 고려한 조세부담의 수준) 및 복지제도에 대한 주관적 인식(조세부담을 고려한 상대적 혜택 수준)이 긍정적일수록 주택연금을 통한 보충적인 노후소득보장 기능의 강화 필요성을 작게 생각할 수 있는 반면 이들 인식이 부정적일수록 개인적 차원의 보충적인 소득보장 강화의 필요성을 크게 생각해서 주택연금에 더욱 적극적으로 가입할 것으로 예상할 수 있는데, 주택연금에 대한 대상자의 가입 의사결정에 이와 같은 주관적 만족도가 어떤 영향을 미쳤는지의 여부를 확인하는 것이다. 즉, 개인적 특성인 가구주의 조세제도 및 복지제도의 인식의 차이에 따라 주택연금에 가입할 경우의 주관적 만족도가 달라질 수 있기 때문에 주택연금의 가입 가능성도 영향을 받을 수 있는데, <가설 4>과 <가설 5>는 이와 같은 인과관계의 예상이 타당한 것인지를 확인하는 것이다.

이상에서 정리한 본 연구의 연구가설을 검정하기 위한 연구모형은 <식 1>과 같다.

HOUPEN: 분석대상기간의 개별 연도별로 주택연금의 가입 여부를 나타내는 더미변수

PILINC: 주택연금을 제외한 연금의 3층 구조를 통한 소득의 보전액((공적연금+퇴직연금+일반적 개인연금의 수령액)²⁹⁾÷가구원 수의 제곱근)

LONG: 가구주의 기대여명(예상수명−현재 연령)의 자연로그값

RA: 가구주의 위험회피성향(0부터 1까지의 값으로 측정)

TAXPER: 가구주의 조세제도에 대한 인식(0부터 1까지의 값으로 측정)

WELPER: 가구주의 복지제도에 대한 인식(0부터 1까지의 값으로 측정)

Z: 종속변수에 영향을 미치는 그 밖의 통제변수들

먼저, <식 1>의 종속변수인 분석대상기간(2016∼2020년)의 주택연금 가입 여부(HOUPEN)는 동(同)기간에 주택연금의 가입요건을 충족하는 대상가구 중에서 주택연금에 최초로 가입하거나 가입 상태를 유지한 가구에 대해 1의 값을 부여하고, 그 밖의 미가입 가구에 대해 0의 값을 부여하는 더미변수이다.

다음으로, 주된 설명변수 중에서 주택연금을 제외한 연금의 3층 구조를 통한 소득의 보전액 (PILINC)은 가구원들의 공적연금, 퇴직연금 및 주택연금을 제외한 일반적 개인연금의 수령액의 합계액을 서로 다른 가구별 가구원 구성을 반영하기 위한 일반적인 동등화지수(equivalence scale elasticity)의 적용방법인 가구원 수의 제곱근으로 나눈 값으로 계산하였다.³⁰⁾

다음으로, 가구주의 기대여명의 자연로그값(LONG)은 안정된 소득이 필요한 노후기간에 대한 주관적 예상을 반영하는 변수인데, 기간 증가에 따른 체감효과를 고려해서 자연로그값으로 측정하였다.

다음으로, 가구주의 위험회피성향(RA)은 재정패널조사의 10차연도 및 11차연도의 가구원 조사에 포함된 설문에 대한 답변으로 측정했는데, 이러한 개인적 성향은 단기간에 불변일 것으로 가정해서 12∼14차연도에는 11차연도와 동일한 값을 적용하였다.³¹⁾ 구체적으로, 동(同)설문은 1억 원의 투자자금으로 수익율이 2%인 예금에 투자하는 대안(투자안 A)과 수익율이 5% 및 −1%일 가능성이 각각 50%인 펀드에 투자하는 대안(투자안 B)에 대하여 각각 얼마씩 투자할지에 대하여 투자안 A-투자안 B의 순으로 ① 0원–1억 원, ② 1,000–9,000만 원, ③ 2,000–8,000만 원 …, ⑩ 9,000–1,000만 원, ⑪ 1억 원–0원의 선택형 답변을 하도록 하는 것이다.

즉, 기대수익율이 2%로³²⁾ 동일한 무위험자산(투자안 A) 및 위험자산(투자안 B) 간의 투자자금 배분과 관련해서 전액을 위험자산에 투자하는 대안이 ①이고, 전액을 무위험자산에 투자하는 대안이 ⑪이며, ②∼⑩은 분산투자하는 대안인 것이다. 따라서, 1부터 11까지 측정되는 답변이 클수록 위험회피성향이 높다고 할 수 있는데, 본 연구에서는 변수의 표준화를 위해 원래 답변(x)에서 1을 뺀 후에 다시 10으로 나눈 값({(x−1)/10})으로 RA를 정의해서 0부터 1 사이에서 0.1 단위로 계산되는 값 중에서 높은 값일수록 위험회피성향이 높은 것으로 해석하였다.

다음으로, 가구주의 조세제도에 대한 인식(TAXPER)은 재정패널조사의 9차연도 이후에 포함된 설문에 대한 답변으로 측정하였다. 구체적으로, 동(同)설문은 “귀하는 본인의 경제적 능력에 비해 세금을 어느 정도 납부한다고 생각하십니까?”의 문항에 대해 ‘① 매우 많이 납부한다, ② 약간 많이 납부한다, ③ 적절하게 납부한다, ④ 약간 적게 납부한다, ⑤ 매우 적게 납부한다’의 선택형 답변을 하도록 하는 것이다. 따라서, 1부터 5까지 측정되는 답변이 클수록 조세제도에 대해 긍정적으로 인식한다고 (경제적 능력을 고려한 조세부담 수준이 낮은 것으로 인식한다고) 할 수 있는데, 본 연구에서는 변수의 표준화를 위해 원래 답변(x)에서 1을 뺀 후에 다시 4로 나눈 값({(x−1)/4})으로 TAXPER을 정의해서 0부터 1 사이에서 0.25 단위로 계산되는 값 중에서 높은 값일수록 조세제도에 대해 긍정적으로 인식하는 것으로 해석하였다.

마지막으로, 가구주의 복지제도에 대한 인식(WELPER)도 역시 재정패널조사의 9차연도 이후에 포함된 설문에 대한 답변으로 측정하였다. 구체적으로, 동(同)설문은 “귀하는 본인이 납부했던 세금과 비교해 볼 때 정부로부터 받은 혜택의 수준이 어떻다고 생각하십니까?”의 문항에 대해 ‘① 매우 높은 수준이다, ② 약간 높은 수준이다, ③ 적절한 수준이다, ④ 약간 낮은 수준이다, ⑤ 매우 낮은 수준이다’의 선택형 답변을 하도록 하는 것이다. 따라서, 1부터 5까지 측정되는 답변이 클수록 복지제도에 대해 긍정적으로 인식한다고 (조세부담을 고려한 혜택 수준이 높은 것으로 인식한다고) 할 수 있는데, 본 연구에서는 변수의 표준화를 위해 원래 답변(x)에서 1을 뺀 후에 다시 4로 나눈 값({(x−1)/4})으로 WELPER을 정의해서 0부터 1 사이에서 0.25 단위로 계산되는 값 중에서 높은 값일수록 복지제도에 대해 긍정적으로 인식하는 것으로 해석하였다.

종속변수에 영향을 미치는 그 밖의 통제변수들(Z)은 재정패널조사 자료를 이용한 실증분석에서³³⁾ 일반적으로 채택하는 가구별 특성인 가구순자산(LNHNA, 주택을 제외한 가구 자산에서 부채를 차감한 값의 자연로그값), 가구순소득(LNHNINC, 가구 총소득에서 가구 총지출을 차감한 값의 자연로그값)³⁴⁾, 가구원 수(FNUM) 및 수도권 거주 여부(METRO, 가구의 거주지역이 수도권인 경우 1인 더미변수)를 포함했고, 가구주의 특성인 가구주 연령(AGE), 성별(FEMALE, 여성인 경우 1인 더미변수) 및 교육 수준(EDU, 4년제 대학 졸업 이상인 경우 1인 더미변수)도 통제변수에 포함하였다. 또한, 전체 분석기간(20016∼2020년)에 대하여 개별 연도별 특성이 납세자의 인식에 미친 영향을 종합적으로 반영하기 위해 연도 더미변수(YEAR)를 통제변수에 포함시켰다.

<식 1>의 연구모형의 구체적인 분석방법은 재정패널조사 자료에서 추출한 전체 분석대상 기간에 걸쳐 불균형 패널자료에 대해 가구별 특성을 반영한 확률효과 로짓 패널회귀분석(random-effect panel logit)을 채택하였다.

본 연구의 분석대상 표본은 전술한 바와 같이 재정패널조사의 10∼14차연도(2016∼2020년) 자료에서 개별 연도에 주택연금의 가입요건을 충족하는 대상가구로 구성했는데, 먼저 이들 표본의 연도별 구성은 <표 1>과 같이 가입비율이 연도별로 2.1%∼3.3%로 나타났다.

다음으로, 분석대상 표본의 가구주 연령별 구성은 <표 2>와 같다. 즉, 대체로 가구주의 연령이 증가할수록 주택연금의 가입비율이 증가하는 것으로 나타나서 주택을 이용한 노후소득보장 기능의 수행에 대한 관심이 고령층일수록 커지는 것으로 해석할 수 있다.

다음으로, 분석대상 표본의 지역별 구성은 <표 3>과 같다. 즉, 거주지역에 따른 주택연금의 가입비율에 상당한 편차가 있고, 특히 수도권(5.3%)이 비수도권(1.7%)에 비해 3배 이상 높은 비율을 나타내서 거주지역에 따른 노후소득보장 기능의 수준을 반영하는 주택가격과 주택연금 제도에 대한 인식의 상대적 격차가 현저한 것으로 해석할 수 있다.

분석대상 표본의 기술통계량은 <표 4>와 같다. 주택연금의 가입비율(HOUPEN), 수도권 소재 가구 비율(METRO), 여성인 가구주 비율(FEMALE) 및 4년제 대학 이상 교육수준인 가구주 비율(EDU)의 평균은 각각 2.6%, 24.3%, 52.0% 및 9.3%이고, 가구원 수의 제곱근으로 표준화한 주택연금을 제외한 연금의 3층 구조를 통한 소득의 보전액(PILINC), 주택을 제외한 가구 순자산 (HNA) 및 가구 순소득(HNINC)의 평균은 각각 1,138만 원, 1억 5,422만 원 및 1,030만 원이며, 가구주 기대여명(LONG), 가구원 수(FNUM) 및 가구주 연령(AGE)의 평균은 각각 19.3년, 2.3명 및 69.1세로 나타났다. 또한, 0부터 1까지의 값으로 측정한 가구주의 위험회피성향(RA), 조세제도에 대한 인식(TAXPER) 및 복지제도에 대한 인식(WELPER)의 평균은 각각 0.797, 0.449 및 0.553으로 나타났다.

연속형 변수인 개별 변수의 평균과 중위수의 대소관계를 비교하면 가구주의 위험회피성향 및 조세제도에 대한 인식은 중위수가 평균보다 커서 왼쪽으로 치우친 분포(left-skewed distribution)를 나타낸 반면 그 밖이 변수들은 모두 평균이 중위수보다 커서 오른쪽으로 치우친 분포(right-skewed distribution)를 나타냈다.

변수들의 상관관계는 <표 5>와 같다. 종속변수와 개별 설명변수들 간의 유의적 상관관계를 일부 확인할 수 있지만, <표 5>의 분석은 종속변수에 미치는 다른 설명변수들의 영향은 고려하지 않은 것으로 정확한 분석이라고는 할 수 없기 때문에 본 연구의 분석대상인 주택연금을 제외한 연금의 3층 구조를 통한 노후소득보장 기능의 수행 정도 및 대상자의 개별적 특성(기대여명, 위험회피성향 및 조세제도·복지제도에 대한 인식)이 주택연금 가입 의사결정에 미치는 영향을 종합적으로 검증하기 위해서는 다음 절의 회귀분석에서 개별 설명변수들의 회귀계수를 관찰해야 할 것이다.

<표 6>은 <식 1>의 연구모형에 의한 확률효과 로짓 패널회귀분석의 결과이다. 전술한 바와 같이 본 연구의 연구가설 중에서 <가설 1>은 주택연금을 제외한 연금의 3층 구조를 통한 노후소득보장 기능의 수행 정도→주택연금 가입 가능성의 인과관계를 PILINC의 회귀계수를 통해 검정하는 것이고, <가설 2> 내지 <가설 5>는 대상자의 개별적 특성(기대여명, 위험회피성향 및 조세제도·복지제도에 대한 인식)→동(同)가능성의 인과관계를 LONG, RA, TAXPER 및 WELPER의 회귀계수들을 통해 검정하는 것이다.

먼저, <가설 1>과 관련해서는 주택연금을 제외한 연금의 3층 구조를 통한 소득의 보전액이 주택연금의 가입 가능성에 유의적 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 전술한 바와 같이 선진국들과 달리 공적연금의 미성숙으로 인한 제도적 공백이 크고, 일반적인 개인연금도 충분히 활성화되지 않은 우리나라의 상황에서 일반적인 연금의 3층 구조를 통해 고령층의 소득보장이 충분히 실현되지 않는 경우에 주택연금을 통해 이를 보충적으로 강화하는 것이 일반적인 경제적 의사결정이지만 실제 주택연금의 가입 결과에서는 이러한 합리적 의사결정이 반영되지 않은 것을 확인할 수 있는 것이다.

다음으로, <가설 2>와 관련해서는 가구주의 기대여명이 주택연금의 가입 가능성에 유의적 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 즉, 전술한 바와 같이 주관적 기대여명이 충분히 높은 경우에는 상속 이후의 단계까지 포함한 경제적 최적 의사결정의 측면에서 주택연금의 가입이 확대될 것으로 예상할 수 있는데, 실제 주택연금의 가입 결과에서는 이러한 합리적 의사결정이 반영되지 않은 것을 확인할 수 있는 것이다. <가설 1>과 <가설 2>의 비유의적 결과와 관련해서는 주택 보유 및 상속에 대한 높은 선호로 인해 경제적 최적의사결정을 바탕으로 주택연금을 통한 노후소득보장 기능의 보완이 매우 제한적인 수준에 그칠 것이라는 비판적 전망이 <표 1> 내지 <표 3>에서 확인한 주택연금의 낮은 가입비율과 같이 현재까지 나타난 것으로 해석할 수 있다.

다음으로, <가설 3>과 관련해서는 가구주의 위험회피성향이 주택연금의 가입 가능성에 유의적 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 즉, 전술한 바와 같이 보유 주택의 잠재적 상실과 노후의 안정적 현금흐름 확보의 대가관계의 상황에서 대상자의 위험회피성향은 주택연금을 통한 장래의 경제적 결과들을 순현재가치로 평가해서 최종적인 가입 여부를 판단하는 것에 중요한 요인이 될 수 있는데, 실제 주택연금의 가입 결과에서는 이러한 합리적 의사결정이 반영되지 않은 것을 확인할 수 있는 것이다.

다음으로, <가설 4>와 관련해서는 가구주의 조세제도에 대한 인식이 주택연금의 가입 가능성에 유의성을 다소 근접한 비유의적 영향을 미치는 것으로 나타났다(p-value=0.1360). 즉, 조세제도는 최종적인 사회적 안전망인 사회복지 수급액의 재원 조달 체계의 특성을 반영하는데, 전술한 바와 같이 경제적 능력을 고려한 조세부담의 수준인 동(同)인식이 부정적일수록 조세제도를 통한 노후의 경제적 부의 감소를 크게 인식해서 개인적 차원의 보충적인 소득보장 강화의 필요성을 크게 생각하고, 이로 인해 주택연금의 가입이 확대될 것으로 예상할 수 있는데, 실제 주택연금의 가입 결과에서는 이러한 심리적 반응을 반영한 의사결정이 반영되지 않은 것을 확인할 수 있는 것이다.

마지막으로, <가설 5>와 관련해서는 가구주의 복지제도에 대한 인식이 주택연금의 가입 가능성을 유의적으로 감소시키는 것으로 나타났다. 즉, 복지제도는 최종적인 사회적 안전망인 사회복지 수급액을 통해 중층적 연금 구조를 통한 노후소득보장 기능을 분담할 수 있는데, 전술한 바와 같이 조세부담을 고려한 상대적 혜택 수준인 동(同)인식이 부정적일수록 복지제도를 통한 노후의 경제적 부의 보완을 작게 인식해서 개인적 차원의 보충적인 소득보장 강화의 필요성을 크게 생각하고, 이로 인해 주택연금의 가입이 확대될 것으로 예상할 수 있는데, 실제 주택연금의 가입 결과에서도 이러한 심리적 반응을 반영한 의사결정이 반영되는 것을 확인할 수 있는 것이다.

주된 설명변수들과 관련한 이상의 회귀분석 결과는 최적의사결정 및 일반적인 심리적 반응을 반영한 주택연금의 가입 요인 중에서 대상자의 복지제도에 대한 인식을 제외하면 유의적 영향을 미치지 않는 것으로 나타나서 고령층의 잠재적 소득원천인 주택연금의 경제적 중요성에도 불구하고 실제 가입 의사결정은 대부분 임의적 판단을 통해 이루어지는 것으로 해석할 수 있다.

이러한 해석은 통제변수들 중에서 <표 2> 및 <표 3>과 같이 가구주의 연령이 높고, 가구의 소재지역이 수도권인 사실과 함께 가구주의 학력수준이 높을수록 주택연금의 가입 가능성이 높은 것으로 나타나서 대체적으로 예상가능한 인구통계학적 특성들이 가입 의사결정에 중요한 영향을 미치는 반면 합리적 의사결정 방식을 바탕으로 도출한 개별 요인들이 동(同)의사결정에 미치는 영향이 상대적으로 불충분한 것을 통해 확인할 수 있는 것이다.

이상과 같은 주택연금의 가입과 관련한 불충분한 의사결정의 합리성은 기본적으로 낮은 가입비율과 이를 통해 유추할 수 있는 사회적 관심의 부족에 기인한 것으로 볼 수 있을 것이다. 즉, 고령층의 소득보장 체계 중에서 주택연금의 활용가능성은 고령화 비율이 높은 다른 국가들에서도 장기간 논의된 반면 보편적 제도로 활용되는 사례는 발견하기 어려운 실정이다. 따라서, 가구 자산의 주택 집중도가 높은 우리나라의 상황은 주택연금의 이용 유인과 함께 제약요인으로 동시에 작용할 수 있는데(고제헌, 2022), 이상의 실증분석 결과는 가구 자산에서 절대적 비중을 차지하는 주택을 유동화하는 것에 대한 기본적인 심리적 거부감으로 인해 후자의 결과가 더욱 일반적이고, 이로 인한 선호 부족으로 인해 낮은 사회적 관심과 임의적 의사결정의 특성이 나타나는 것으로 해석할 수 있는 것이다.