고령화에 따른 주택용 전력소비의 소득․가격 탄력성 변화

지금까지 주택용 전력소비에 대한 고령화 효과는 크게 두 가지로 요약할 수 있다. 첫째, 주택용 전력소비 변화를 적절하게 설명하는 고령화 지표로 65세 이상 인구비중보다 노령화지수와 중위연령 등이 함께 사용되어야 한다. 둘째, 65세 이상 인구비중이 비슷하더라도 다른 인구 구조적 특징을 나타내는 변수 까지 고려하면 주택용 전력소비는 달라질 수 있다. 예를 들어, 65세 인구비중 이 높더라도 15세 미만 인구비중 높거나 중위연령이 많으면 주택용 전력소비 에 대한 음의 고령화 효과는 상쇄될 수 있다.

지역 또는 국가가 고령 사회로 근접하면 주택용 전력소비에 대한 소득충격의 지속성은 감소하고, 가격충격의 지속성은 증가한다고 해석할 수 있다.

이와 같은 분석결과는 주택용 전력소비에 대한 정책 효과와 변동성 안정화 측면에서 매우 중요한 시사점을 가진다. 누진제 개편과 같은 가격변화를 발생 시키는 정책은 고령 사회에서 그 효과가 더 커질 것으로 예측할 수 있다. 다 시 말해, 고령 사회에서는 주택용 전력소비에 대한 가격 탄력성이 더 탄력적 으로 변하기 때문에 최근의 평균 전력요금을 하락시키는 누진제 개편은 예상 보다 높은 전력소비 증가로 이어질 수 있다.¹⁸⁾ 반대로 소득 수준의 변화를 발 생시키는 정책이나 경기침체 같은 외부충격은 고령 사회에서 예상보다 주택 용 전력소비에 미치는 영향력이 작을 수 있을 것이다.

변동성 측면에서는 가격충격의 영향이 고령 사회에서 증가하여, 주택용 전 력소비의 변동성 확대요인으로 작용할 가능성이 높으며, 반대로 소득변화로 인한 주택용 전력소비 변동성 확대는 고령화 수준이 높으면 그 가능성은 낮 을 것으로 판단할 수 있다. 그러므로 전력소비의 변화 크기 측면에서 정책 효 율성을 평가하면 가격정책이 바람직한 것처럼 보이나 전력소비의 변동성 안 정화 측면에서는 가격정책은 지양되어야 할 것이다. 왜냐하면, 주택용 전력소 비 비중이 산업용․상업용에 비해 상대적으로 낮아 전력가격 변화로 인한 주 택용 전력소비 변화가 전체 전력소비에 미치는 효과는 작을 것이기 때문이다.

더욱이 전력수요관리는 전력의 절대량보다 최대전력소비와 같은 변동성의 하 향 안정화가 중요하므로 효율 향상을 통해 가격정책으로 인한 변동성 확대를 최소화하는 것이 타당하다.

18) 심사위원의 지적처럼 국내 고령 가구의 1인당 소득은 2014년 기준으로 약 79만원이며, 그 외 가구의 1인당 소득은 약 135만원이다(통계청, 2014 가계동향조사자료). 소득 수 준이 낮아 고령 가구의 전력소비량이 적을 수 있어, 가격탄력성 변화에도 가격충격이 전체 전력소비 변동성 확대로 이어지지 않을 수 있다. 그러나 앞으로 국가 전체의 고 령화 수준이 높아져, 평균적으로 고령 가구의 소득도 올라가면 전체 전력소비 비중에 서 고령 가구의 전력소비 비중도 증가할 것이므로 가격충격으로 인한 주택용 전력소비 변동성 확대 가능성도 분명히 존재한다.

모형21 모형24

_≤  _  _≤  _ 

_ 0.240^*** 0.147^* 0.159^*** 0.108 (7.122) (1.707) (3.881) (1.075)

_ -0.566^*** -0.978^*** -0.549^*** -0.991^***

(-5.133) (-4.330) (-4.219) (-2.984)

_ 0.003 -0.005^*** -0.001 -0.005^*

(1.472) (-2.870) (-0.865) (-1.879)

_ -0.023^*** -0.003 (-6.351) (-0.392)

_ 0.015^*** 0.003

(8.416) (0.859)

_ -0.010^*** 0.000 0.013^*** 0.004 (-3.444) (0.003) (5.390) (0.692)

 86^*** 86^***

(27.207) (27.126)

^ 0.855 0.865

Heter.(p값) 0.049 0.101

주: ‘***’는 1% 유의수준, ‘*’는 10% 유의수준을 의미하고, ( )값은 t값을 나타낸다. 임계 효과에 대한 검정은 Hansen(1996)의 LR 검정에 근거하여 5,000번의 붓스트랩으로 진 행하였다. Heter.는 오차항의 이분산성을 검정하는 White(1980)의 검정통계량에 대한 p 값이며, 추청치의 오차항 추정은 이에 근거하였다.

<표 9> 주택용 전력소비모형 추정결과: 임계 패널회귀모형 (임계변수: 노령화지수)

<표 9>에서 고령화 수준에 따라 남성 비중과 15세 미만 유아 비중이 주택 용 전력소비에 미치는 효과도 다르다는 것을 알 수 있다. 구체적으로 남성의 상대 비중은 노령화지수가 86보다 크면 주택용 전력소비에 음의 효과를 준다.

즉, 노령화지수가 높은 지역에서 남성 비중이 높으면 주택용 전력소비는 감소 하는 것으로 볼 수 있다. 다음으로 모형21에서 15세 미만 유아 비중은 노령화 지수가 86보다 낮은 경우에만 주택용 전력소비에 음의 효과를 준다. 모형24에 서 15～64세 인구비중은 주택용 전력소비와 양의 관계를 보이는데 노령화지 수가 86보다 낮은 경우에서만 그 관계가 유지된다. 중위연령은 모형21과 모형 24에서 노령화지수가 86보다 낮은 젊은 지역에서만 나타나는데, 그 효과는 모 형 21에서 음, 모형 24에서 양이다.

이는 모형21과 모형24가 다른 인구구조 특징으로 유아 비중과 청․장년 비 중 중에서 어떤 지표를 포함하는지에 달라진다. 예를 들어, 모형21은 15세 미 만 인구비중이 중위연령과 함께 고려되는데 15세 미만 인구 비중이 높고, 중 위연령이 낮으면 주택용 전력소비는 더 증가한다. 반면, 모형24는 15～64세 인구비중이 중위연령과 같이 포함되는데, 15～64세 인구비중이 높고, 중위연 령이 높을수록 주택용 전력소비는 증가한다. 전자는 가구 내 머무르는 시간이 긴 어린 자녀가 있는 젊은 가구일수록, 후자는 소득수준이 높고, 상대적으로 외부 활동이 낮은 가구일수록 주택용 전력소비가 많다는 것을 의미하는 타당 한 결과이다.