(1) 분기별 자료를 이용한 예상된 소득에 대한 소비의 반응
기존의 문헌에서 대부분 이용하고 있는 분기별 자료를 생성하여 앞에서 분석된 월별 자료를 이용한 결과와 비교하고자 한다. 월별 자료는 분기 자료에 비해 시간-총량화(time-aggregation)가 덜 되어 상 대적으로 더 선호된다. Christiano, Eichenbaum, and Marshall(1991) 은 시간-총량화가 소비의 임의 보행(random walk)가설에 대하여 허위 의 기각(spurious rejection)의 결과를 이끌어낼 수 있음을 보였다. 선호 에 대한 시간-비분리성(time-nonseparability)가정 아래 소비민감성 추 정에 대한 시간-총량화의 이론적 의미는 더욱 복잡하다.
<표 13>은 전체 그룹의 표본에 대한 분기별 자료를 이용한 결과 이다. 월별 자료의 분석과 같은 4개의 모형들이 비교 분석되었는데, 예상된 소득의 변화에 대하여 소비의 초과민감성이 존재하는 것으 로 나타났다. 모형 (4)에서 보이는 바와 같이 1차 전기 소비증가율 을 포함한 모형은 추정된 소비의 초과민감성 계수의 통계적 유의성 을 바꾸지 않는다. 또한 월별 자료를 이용한 분석의 결과와 마찬가 지로 R2가 0.063에서 0.152로 크게 향상되었다. 따라서 전체 그룹에 대하여 분기별 자료를 이용한 결과는 월별 자료를 이용한 결과와 마 찬가지로 예상된 소득의 변화에 대하여 소비가 반응하여 초과민감 성이 존재하는 것으로 나타났다.
❙표 13. 전체 그룹의 분기별 자료를 이용한 예상된 소득변화에 대한 소비 반응
구 분 전체 그룹
1 2 3 4
소득증가율 0.122***
(0.007)
0.122***
(0.007)
0.120***
(0.007)
0.105***
(0.008)
전기 소비증가율 - - - -0.323***
(0.006)
R2 0.018 0.053 0.063 0.152
관측값 55,332 55,332 55,332 36,903
주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
하지만 전체 표본의 부분인 그룹 (1)만을 고려한 실증분석의 경우 는 결과가 상이하다. <표 13-1>은 그룹 (1)만을 고려한 예상된 소득 변화에 대한 소비의 초과민감성에 대한 추정결과이다. 벤치마킹 모 델인 <표 13-1>의 마지막 열을 보면 예상된 소득변화에 대한 소비의 초과민감성에 대한 계수는 0.011(표준오차 0.026)로 양(+)의 값을 가지 지만 통계적으로 유의하지 않다. 이러한 결과는 추정된 소비의 초과 민감성의 계수가 작지만 통계적으로 유의한 월별 자료를 이용한 결 과와 상당히 대조되는 결과이다. 이러한 결과는 다른 나라의 분기별 자료를 이용한 스페인 가계조사를 이용한 Browning and Collado (2001)와 알래스카 가계자료를 이용한 Hsieh(2003)의 연구결과와는 일치함을 보이고 있다. 예상할 수 있는 큰 소득변화에 대해서는 소 비가 반응하지 않는다는 의미로 해석할 수 있다. 월별 자료와 분기 별 자료를 이용했을 경우의 초과민감성에 대한 실증분석의 대조는 소비평탄성의 비용-편익분석과 일치성을 가지고 있다. 이러한 의미 는 같은 그룹의 소비자가 상대적으로 긴 소비계획을 세우는 경우 얻 게 되는 후생의 효과를 비교하여 소비를 조정하는 것이다.
❙표 13-1. 그룹 (1)의 분기별 자료를 이용한 예상된 소득변화에 대한 소비 반응
구 분 그룹 (1)
1 2 3 4
소득증가율 0.042*
(0.023)
0.003 (0.023)
0.002 (0.023)
0.011 (0.026)
전기 소비증가율 - - - -0.361***
(0.018)
R2 0.016 0.054 0.067 0.172
관측값 8,057 8,057 8,057 5,372
주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
❙표 13-2. 그룹 (2)의 분기별 자료를 이용한 예상된 소득변화에 대한 소비 반응
구 분 그룹 (2)
1 2 3 4
소득증가율 0.130***
(0.007)
0.132***
(0.007)
0.131***
(0.007)
0.114***
(0.008)
전기 소비증가율 - - - -0.317***
(0.007)
R2 0.019 0.054 0.064 0.150
관측값 47,275 47,275 47,275 31,531
주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
<표 13-2>는 그룹 (2)에 대한 각 모형에 대한 결과를 나타내며 제 안된 4개의 모든 모형에 대하여 소득에 대한 소비의 반응이 상당히 유의한 것으로 나타났다. 그룹 (2)의 소비에 대한 초과민감성의 계 수는 0.114(표준오차 0.008)로 전체 그룹의 계수인 0.105(표준오차 0.008)와 거의 비슷하다. 추정된 4개의 모형의 초과민감성의 계수는 질적으로 거의 차이가 없는 것으로 나타났다.
(2) 분기별 자료를 이용한 유동성 제약에 대한 검정
그룹 (1)을 제외한 전체 그룹과 그룹 (2)의 결과는 소비에 초과민감 성이 존재하는 것을 설명한다. 월별 자료를 이용한 분석과 마찬가지로 분기별 자료를 이용한 분석에서도 초과민감성을 원인을 설명하기 위 해 유동성 제약과 예비적 저축동기의 유무를 확인하는 것은 필요하다.
<표 14>는 분기별 자료를 이용한 양(+)과 음(-)의 소득변화에 대한 소비의 반응을 나타낸 결과이다. 첫 번째 행의 모든 그룹을 고려한 결과는 양(+)과 음(-)의 변화 둘 다 상당히 유의한 결과를 보였다. 하 지만 그룹 (1)에 대한 결과는 양의 소득증가율의 계수가 상대적으로 크지만 두 변수 다 통계적으로 유의하지 않다. 그룹 (2)는 음의 소 득증가율의 반응이 양의 소득증가율보다 큰 것으로 나타나 전체 그 룹을 고려한 결과와 상당히 유사함을 볼 수 있다. 따라서 월별 자료 를 이용한 결과와 마찬가지로 분기별의 실증분석 결과는 소득의 비 대칭성을 확인하는 데 모호하다.
❙표 14. 분기별 자료를 이용한 양(+)과 음(-)의 소득변화에 대한 소비의 반응
구 분 전체 그룹 그룹 (1) 그룹 (2)
양(+) 소득증가율 0.102***
(0.012)
0.015 (0.038)
0.109***
(0.012) 음(-) 소득증가율 0.109***
(0.014)
0.004 (0.056)
0.120***
(0.014) 전기 소비증가율 -0.323***
(0.006)
-0.361***
(0.018)
-0.317***
(0.007)
R2 0.152 0.172 0.150
관측값 36,903 5,372 31,531
주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
❙표 15. 분기별 자료를 이용한 상･하위 유동자산 가구의 분할검정
구 분 전체 그룹 그룹 (1) 그룹 (2)
상위 하위 상위 하위 상위 하위
소득증가율 0.120***
(0.017)
0.073***
(0.017)
0.026 (0.071)
-0.003 (0.057)
0.113***
(0.010)
0.109***
(0.010) 전기 소비증가율 -0.288***
(0.015)
-0.346***
(0.014)
-0.369***
(0.041)
-0.384***
(0.034)
-0.305***
(0.008)
-0.316***
(0.008)
R2 0.134 0.157 0.195 0.194 0.150 0.156
관측값 7,133 7,510 1,015 1,130 21,490 21,658
주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
일반적으로 유동성 제약이 존재한다면 저유동자산 가구가 고유동 자산 가구보다 예상된 소득의 변화에 대하여 소비를 유의하게 반응 할 것이다. 하지만 <표 15>는 두 개의 상위 유동자산과 하위 유동자 산 가구 그룹의 실증분석 결과가 이론과 일치하지 않음을 제시한다. 따라서 상･하위 20%를 기준으로 한 유동자산 비율을 통한 실증분석 결과는 소비의 초과민감성의 존재가 유동성 제약에서 비롯되었음을 설명할 수 없다.
유동성 제약에 대한 좀 더 면밀한 검정을 위해 가구주의 평균 소 득을 기준으로 고소득가구와 저소득가구로 나누어 검정을 실시하였 다. <표 16>에서 보이는 바와 같이 전체 그룹과 두 개의 그룹으로 나눈 결과는 상대적으로 저소득가구 그룹이 소비에 대한 반응이 더 큰 것으로 나타났다. 전체 그룹을 고려하여 분석된 결과는 저소득가 구 그룹의 소비의 초과민감성 계수가 0.105(표준오차 0.008)로 고소득 가구 그룹의 소득에 대한 계수인 0.095(표준오차 0.011)보다 큰 값을 보였으며, 둘 다 통계적으로 유의한 결과를 얻었다. 하지만 이러한 두 그룹 간의 계수 크기의 차이의 증거로는 유동성 제약의 존재 여
❙표 16. 분기별 자료를 이용한 고･저소득가구의 분할검정
구 분 전체 그룹 그룹 (1) 그룹 (2)
고 저 고 저 고 저
소득증가율 0.095***
(0.011)
0.105***
(0.008)
-0.007 (0.037)
0.034 (0.038)
0.110***
(0.009)
0.117***
(0.009) 전기 소비증가율 -0.354***
(0.010)
-0.323***
(0.006)
-0.341***
(0.026)
-0.383***
(0.022)
-0.320***
(0.008)
-0.307***
(0.008)
R2 0.164 0.152 0.164 0.185 0.152 0.151
관측값 16,377 36,903 2,553 2,819 26,759 23,866 주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
❙표 17. 분기별 자료를 이용한 젊은 세대와 노인 세대 가구의 분할검정
구 분
전체 그룹 그룹 (1) 그룹 (2)
노인 세대
젊은 세대
노인 세대
젊은 세대
노인 세대
젊은 세대 소득증가율 0.096***
(0.010)
0.112***
(0.011)
0.001 (0.037)
0.022 (0.038)
0.114***
(0.009)
0.111***
(0.009) 전기 소비증가율 -0.298***
(0.009)
-0.352***
(0.009)
-0.342***
(0.025)
-0.391***
(0.023)
-0.310***
(0.008)
-0.317***
(0.007)
R2 0.150 0.159 0.175 0.176 0.154 0.150
관측값 19,048 17,855 2,914 2,458 23,834 26,791 주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
부를 판단하기에는 충분하지 않다.
마지막으로 젊은 세대와 노인 세대 가구 그룹으로 구분한 결과는
<표 17>에서 나타난다. 모든 그룹을 고려한 결과에서 상대적으로 젊은 세대의 그룹이 예상된 소득에 대한 소비의 반응에 대한 계수가 상대적으로 큰 것으로 나타났다. 젊은 세대 가구를 고려한 그룹에서 의 소비의 계수값은 0.112(표준오차 0.011)로 노인 세대 가구의 초과 민감성 계수인 0.096(표준오차 0.010)보다 큰 반응을 나타냈다.
❙표 18. 전체 그룹의 분기별 자료를 이용한 분할검정
구 분
1994∼
1997년 2분기
1997년 3분기∼
1998년
1999년 2000∼
2002년 2003년 2004년 2005∼
2007년
소득증가율 0.105***
(0.016)
0.127***
(0.020) 0.068**
(0.030)
0.098***
(0.016)
0.130***
(0.027)
0.084***
(0.023)
0.078***
(0.018) 전기 소비증가율 -0.331***
(0.014)
-0.313***
(0.018)
-0.298***
(0.025)
-0.326***
(0.014)
-0.349***
(0.020)
-0.323***
(0.020)
-0.303***
(0.013) R2 0.153 0.237 0.175 0.147 0.162 0.153 0.161 관측값 7,897 5,159 2,395 7,386 2,462 3,289 8,315 주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
<표 18>은 월별 자료를 이용한 분석과 마찬가지로 긴 시계열 자 료의 특성을 고려하여 구간별로 분할하여 검정함으로써 외환위기와 신용카드 대란 전후의 분석에 초점을 맞추고 있다. 7개의 제안된 구 간의 결과는 전체 표본과 비교했을 때 통계적으로 유의하며 계수값 도 질적으로 거의 차이가 없는 것으로 나타났다. 다만 상대적으로 최근의 표본의 결과가 0.078(표준오차 0.018)로 0.105(표준오차 0.016)보 다 상대적으로 소비의 민감성 계수가 작다. 특징적인 점의 하나는 2003년 신용카드 대란으로 인한 민간소비의 큰 감소에도 불구하고 소비의 초과민감성 계수는 0.130(표준오차 0.027)으로 상당히 크고 유 의한 결과를 보였다.
하지만 <표 18-1>에서 보여지는 바와 같이 그룹 (1)의 실증분석 결과는 전체 그룹의 결과와 비교했을 때 변화의 차이가 뚜렷하다. 외환위기 후의 1999년부터 2002년까지, 그리고 2004년부터 2007년 까지의 결과는 소비의 초과민감성 계수가 통계적으로 유의하지 않 고 심지어 어느 구간에서는 음(-)의 값을 보였다. <표 10-2>의 그룹
(2)에 대한 결과는 전체 그룹의 결과와 비교했을 때 초과민감성 계 수가 통계적으로 유의하고 질적으로도 거의 차이가 없는 것으로 나 타났다.
❙표 18-1. 그룹 (1)의 분기별 자료를 이용한 분할검정
구 분
1994∼
1997년 2분기
1997년 3분기∼
1998년
1999년 2000∼
2002년 2003년 2004년 2005∼
2007년
소득증가율 0.105***
(0.016)
0.135***
(0.027) -0.149 (0.109)
-0.090 (0.064)
0.161**
(0.074) 0.009 (0.056)
-0.067 (0.056) 전기 소비증가율 -0.331***
(0.014)
-0.341***
(0.024)
-0.308***
(0.059)
-0.349***
(0.041)
-0.382***
(0.042)
-0.375***
(0.052)
-0.344***
(0.036) R2 0.153 0.194 0.185 0.158 0.214 0.173 0.194
관측값 7,897 3,202 365 942 452 583 1,121
주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
❙표 18-2. 그룹 (2)의 분기별 자료를 이용한 분할검정
구 분
1994∼
1997년 2분기
1997년 3분기∼
1998년
1999년 2000∼
2002년 2003년 2004년 2005∼
2007년
소득증가율 0.105***
(0.016)
0.128***
(0.020)
0.085***
(0.031)
0.111***
(0.017)
0.125***
(0.029)
0.097***
(0.026)
0.092***
(0.019) 전기 소비증가율 -0.331***
(0.014)
-0.318***
(0.018)
-0.297***
(0.027)
-0.323***
(0.015)
-0.342***
(0.023)
-0.313***
(0.022)
-0.297***
(0.014) R2 0.153 0.233 0.177 0.149 0.152 0.152 0.157 관측값 7,897 4,773 2,030 6,444 2,010 2,706 7,194 주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.
제5장 결 론
본 연구는 우리나라 통계청에서 조사되는 미시자료인 가계조사를 이용한 실증분석을 통하여 항상소득가설에 대한 검정을 하였다. 최 근의 두 가지 거시경제 충격(1997년 외환위기, 2003년 신용카드 대란)에 대한 영향을 고려하고 두 개의 그룹으로 분할하여 분석하였다. 실증 분석에 따른 결과를 요약하면 다음과 같다.
첫 번째, 실증분석 결과는 표본기간과 전체 그룹에 대하여 항상소 득가설을 기각할 수 없음을 보였다. 따라서 예상된 소득변화에 대한 소비가 반응함으로써 소비의 초과민감성이 존재하는 것으로 나타났 다. 다양한 유동성 제약에 대한 실증분석들로부터 유동성 제약이 소 비의 초과민감성의 일반적인 원인이라는 것을 제공하기에는 불충분 하였다. 하지만 비내구재 소비지출을 구성하는 소비요소에 대한 추 정을 통하여 실증분석 결과가 준합리성의 이론과 부합되는 것을 확 인하였다.
두 번째, 과거 두 번의 경제 충격을 고려한 표본 분할결과로부터 소비의 초과민감성이 경기 전반의 상황에 따라 각 두 그룹에 대하여 다르게 발생됨을 발견했다. 상대적으로 직업의 안정성과 소득수준이 높은 그룹만을 고려한 실증분석은 외환위기 이후인 1999년부터 신용 카드 대란을 포함한 2004년까지의 기간 동안 예상된 소득변화에 대 한 소비의 반응이 통계적으로 유의하지 않음을 보였다. 즉, 경제가 호경기일 때는 상이하게 다른 두 그룹이 비슷한 소비행태를 보였으 나 경제 충격으로 인하여 경기가 하강했을 때는 상대적으로 소득수 준이 높고 소득위험이 낮은 그룹이 소비계획에 보다 합리적인 의사 결정을 취하는 것으로 나타났다. 이러한 주장을 뒷받침할만한 또 다 른 실증분석의 증거는 외환위기의 충격이 한창 진행된 1998년의 상 위 소득가구와 하위 소득가구에 대한 분할검정을 통하여 나타난 결
과이다. 하위 소득가구는 예상된 소득변화에 대해 반응하지만 상위 소득가구에 대해서는 소비가 반응하지 않는 것으로 나타났다. 한편, 1998년과 1999년의 상위 유동자산과 하위 유동자산 가구로 분할한 결과는 유동성 제약의 증거를 찾지 못하였다. 또한 신용카드 대란의 2003년과 2004년의 두 해 동안의 비교분석은 두 그룹 모두 소비의 초과민감성이 존재하는 것으로 나타났고, 초과민감성이 유동성 제약 과는 관련이 없는 것으로 나타났다.
세 번째, 월별 자료를 이용한 본 연구는 대부분의 분기별 자료를 이용한 분석과 차이가 있다. 그룹 (1)에 대하여 월별 자료를 분기별 자료로 총량화하여 분석한 결과는 더 이상 초과민감성이 존재하지 않는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 소비자가 상대적으로 긴 소비 계획을 세우는 경우에 소비의 최적경로에서 이탈할 유인이 그만큼 크지 않다는 것을 의미한다. 즉, 최적소비경로에서 이탈하여 얻을 수 있는 후생의 이익보다 비용이 크기 때문인 것으로 해석할 수 있 다. 소비의 초과민감성의 존재가 유동성 제약과는 상관없이 각각 다 른 소득위험과 소득수준을 가진 그룹에 따라 다르게 발생되고 있음 을 알 수 있다.
한편 본 연구는 기존의 연구들과 비교하여 새로운 계량경제법들 을 시도하였다.
첫 번째, 항상소득가설을 검정하기 위한 최근의 실증분석 연구들 은 예상할 수 있는 소득의 변화에 대한 외생적인 정보를 이용하여 분석하였다. 본 연구에서는 가구주의 종사 그룹 중 정규직 근로자 그룹만을 고려하여 소득변수에 대해 예상할 수 있는 외생적 변수임 을 이용하였다. 이는 기존의 연구에서 많이 이용된 일반적 적률법
(GMM)이나 TSLS의 도구변수의 추정방법과는 달리 개선된 추정방법