V. 실증분석 자료
Ⅵ. 추정결과
분석결과를 설명하기에 앞서, 연령 그룹의 실질저축률을 살펴보자. <그림 1>은 연령 그룹의 가계저축률 추이를 나타내주고 있다. 한국의 가계저축률은 ‘등이 굽 은 형태(humped shape)’를 띠고 있다.17) 30세에서 49세에 이르는 4개의 연령층 에서의 저축률은 약 28% 이상이고 그 보다 나이가 적은 그룹과 많은 그룹에서는 각각 24%와 25%에 이르는 것으로 나타나고 있다.
<그림 1> 연령대별 가계저축률
0 5 10 15 20 25 30 35
연령대 24- 25-29 30-34 3 5-3 9 40-44 45-49 50-54 5 5+
%
1980
1990
199 5
200 2
17) 등이 볼록한 현상은 일본에서도 나타나는 것으로 보고 되고 있다. 자세한 내용은 Horioka (1990), 그리고 Takayama and Kitamura (1994)를 참조하라.
최근 들어 55세 이상인 연령층의 저축률은 50～54세 그룹의 저축률보다 높게 나타나고 있다. 생애주기가설에 따르면 고령인구는 저축을 줄이고 소비비중이 높 아진다는 것이다. 이러한 가설과 반대되는 현상이 나타나는 것은 퇴직금이 존재 하기 때문으로 풀이된다.18) 뿐만 아니라 55세 이상 연령층에서는 평균수명이 길 어지고 있다는 예상 때문에 미래를 위해 저축할 필요성을 더욱 느끼고 있다고 보아야 할 것이다.19)
식 (16)은 나이에 따른 횡단면과 시계열을 결합한 자료(pooled cross-age section time series)를 이용해서 추정되었다. 1977년과 2002년 사이의 연간자료가 사용되었다. 식 (16)의 회귀분석 결과, GDP에 대한 은행대출(LB/GDP) 비율 변 수는 근소하게 유의한(marginally significant) 것으로 나타났다.20) 이 변수없이 회귀분석한 결과에서는 Durbin-Watson 통계량이 매우 낮은 것으로 나타났다. 가 계저축률에 영향을 미치는 요소들을 모두 고려하지 않았다는 점을 고려하면 이 러한 결과는 특별히 이상하다고 할 수는 없다. 전반적으로 결과는 만족스러운 것 이었다.
<표 6>은 4개의 회귀분석 결과를 나타내고 있다. 1년의 시차를 둔 저축률은 저축률 조정속도를 추정하기 위해 만들어진 것이다. <표 6>의 식 (6.3)에서 1년 의 시차변수(s(-1))의 추정계수는 0.44로 나타나고 있다. 이것은 저축률의 조정이 빠르지 않다는 것을 의미한다. 모든 변수들은 예상된 부호를 갖고 있는 것으로 나타났다. 또한 은행대출의 GDP비율 변수를 제외한 모든 변수의 계수추정은 통 계적으로 매우 유의한 것으로 나타나고 있다. 수명기간(T)에 대한 계수추정을 통 해, 다른 것이 일정하다고 하면 수명이 길어질 것이라는 기대는 저축률을 높일 것이라는 것을 의미한다.
18) 일괄적으로 지불(lump sum payment)하는 것은 법적인 선택사항이다. 한국의 퇴직관행에 대 해서는 Hyun and Cho (2000)를 참조할 수 있다. 보다 자세한 내용은Bang (1998)이 있다.
19) 미래에 대한 불안으로 개인은 예비적인 자산을 축적하고 싶어하는 욕구가 있다. 이러한 경우 저축률은 퇴직자들에게서 (-)로 나타나지 않을 수 있다. Abel (1985), Caballero (1991), Hayashi and Ando (1988) 그리고 Yaari (1965)을 참조하라. 유산을 물려주기 위해서도 저축 률이 높아질 수 있다. 이와 관련해서는 Bernheim, Shleifer and Summers (1985)이 있다.
20) 1년의 시차변수를 사용하였으나, 유의미한 추정계수를 얻을 수 없었다. 뿐만 아니라, 금융기 관에 의한 소비자 대출은 매우 유의미하지 않은 것으로 나타났다. Collins (1994, p.249)은 GDP에 대한 국내신용 증가를 소비자 신용의 제약조건에 대한 지표로써 사용하였다. 이 논문 에서는 국민저축률과 이 변수와의 사이에는 유의미한 관계가 없는 것으로 보고되었다.
<표 6> 가계저축률 방정식
Eq. No. 6.1 6.2 6.3 6.4
Constant 10.3 10.1 4.77 22.7
[8.67] [8.64] [4.16] [24.3]
T 0.45 0.45 0.31
[13.3] [13.2] [9.51]
g -0.13 -0.13 -0.03 -0.11
[5.91] [5.96] [1.41] [3.82]
W/GDP -13.6 -14.5 -11.9 8.83
[4.27] [4.77] [4.62] [2.62]
LB/GDP -4.81
[0.91]
YD 0.51 0.51 0.36 -0.11
[5.19] [5.15] [4.21] [0.95]
D24 -7.62 -7.62 -5.19 -2.61
[8.74] [8.76] [6.64] [2.44]
D55 7.26 7.23 4.87 -1.39
[7.75] [7.73] [5.86] [1.51]
s(-1) 0.44
[9.12]
Adj R2 0.55 0.55 0.68 0.17
SEE 3.16 3.17 2.66 4.32
DW 1.01 1.02 1.72 0.63
주: [ ] 안은 t-statistic.
가구당 실질 가처분소득의 증가율에 대한 부호는 일관되게 마이너스를 나타내 고 있다. 이것은 가계부분이 미래지향적인 태도로 그들의 생애소득을 계산하고 있다는 의미로 해석된다. 소득증가율(g)이 마이너스(-) 부호를 나타내고 있는 것 은 Collins (1994)의 결과와 다른 것이다. Collins (1994)는 총저축의 GDP비중은 실질소득의 예상하지 못한 증가와 정의 관계가 있다고 밝히고 있다. 이에 대해 우리나라 사람들은 현재의 소득증가를 일시적인 소득으로 간주하고 있다고 추론 하였다.21) Collins의 추정기간을 벗어난 1989년부터 2002년 기간동안, 한국경제는 높은 소득증가율을 유지해 왔다. 이에 따라 한국 사람들은 미래에 대해 긍정적으 로 생각을 하게 되고 저축률을 낮추어 왔다고 볼 수 있다.22) 다시 말해, 생애소
21) 현재의 소득은 2년전의 소득과 (-)의 상관관계가 있는 것으로 Collins (1988, p.344)는 분석하 였다. 이러한 결과는 현재의 높은 수입은 일시적인 것으로 해석하였다.
22) Campbell (1987)은 소득이 늘어날 것으로 예상하면 저축률이 낮아진다는 것을 보여 주었다.
득을 계산하는데 있어 미래지향적인 방식(forward-looking manner)을 택하고 있 다고 할 수 있다.
예상했던 바와 마찬가지로 GDP에서 차지하는 실질 순자산의 비율이 증가하면 서 저축률은 감소하였다. 가계의 실질 가처분소득은 저축률에 대해 정(+)의 효과 를 나타내고 있다. 즉, 가구당 실질소득이 늘어남에 따라 가구의 저축은 소득이 낮았을 때 했을 것이라고 생각하는 저축보다 늘어난다는 것이다. 두가지의 더미 변수는 통계적으로 유의한 것으로 나타나고 있다. D24는 (-)부호를 갖고 있으며, D55는 (+)부호를 갖고 있다. 24세 이하 연령층의 저축률은 전체 평균 저축률보다 낮게 나타난 반면 55세 이상 연령층의 저축률은 평균 저축률보다 높게 나타나고 있다. 이것은 저축에 대한 개인의 의사결정이 퇴직시기가 다가오면서 예비적인 수단으로써 저축을 생각하는 것으로 해석할 수 있다.
기대수명(T)은 추정모형에서 인구통계학적인 성격의 변수이다. 우리의 짧은 지 식으로는 저축률에 관한 실증분석 모형에서 수명을 사용한 경우를 보지 못했다.
그렇기 때문에 우리는 이 변수가 없을 때 그리고 있을 때 각각 어떠한 통계적 차이를 나타내는가에 관심을 갖게 되었다. 식 (6.3)과 (6.4)로부터 F statistics=162를 얻었다. 이 통계량은 F(1, 201)의 임계치인 6.85(1%에서 통계적 으로 유의)를 크게 초과하고 있다. 따라서 T=0라는 귀무가설을 기각하게 된다.
따라서 수명변수는 통계적으로 매우 의미있는 결정요인이고 저축률의 차이를 설 명하는데 크게 기여하는 것으로 판단할 수 있다.
<표 7>은 각각의 변수들에 대한 저축률의 탄력치를 요약하고 있다. 탄력치는
<표 7>의 식 (7.1)～(7.3)을 이용해 계산되었다. 우리의 논의는 식 (7.2)에 의해 계산된 탄력치들에 초점이 모아진다. 수명에 대한 저축률의 탄력치와 실질 가처 분소득의 증가율에 대한 저축률의 탄력치는 각각 0.58과 -0.03인 것으로 나타났 다. GDP대비 순자산의 1% 포인트 증가는 저축률을 0.3% 포인트 줄이는 효과가 있다는 의미이다. 이와 반대로 가구당 실질 가처분소득의 1% 포인트 증가는 저 축률을 0.33% 포인트 증가시키는 것으로 나타나고 있다. 따라서 저축률은 결정요 인들의 변화에 탄력적이지 못한 것으로 분석된다.
<표 7> 가계저축률의 장기 탄력성
Eq. No. 7.1 7.2 7.3
T 0.58 0.58 0.72
G -0.03 -0.03 -0.01
W/GDP -0.28 -0.3 -0.44
YD 0.33 0.33 0.41
주: 표본평균에서의 장기 탄력성임.