최근 가계 소비침체의 현상 및 원인에 대한 연구
1)김진웅
2)․ 노영진
3) 요약 본 논문에서는 2003년 이후 한국의 급격한 가계 소비침체 현상과 그 원인에 대해 연구하였다. 특히 경제전체적 소비성향의 급락 현상에 대해 두 가지 분석을 통해 살펴보는데, 첫 번째는 소 비성향 변화를 소득분위 간 정태 및 동태적 구조변화 그리고 소득분위별 내부적 변화로 나누어 경제전체 소비성향의 변화가 구조적 원인에 기인하는지 규명하는 분석이며 두 번째는 최적화문 제 기반 소비성향 결정모형을 이용하여 경제전체 소비성향 둔화의 요인을 관련 있는 각 경제변 수를 통해 규명해 본다. 먼저 경제전체 소비성향 하락의 구조적 원인에 대한 실증분석 결과, 소 득분위 간 구조변화보다는 각 소득분위 내 소비성향의 하락이 경제전체 소비성향 하락의 지배적 인 요인으로 분석되었다. 다음으로, 최적화문제 기반 소비성향 결정모형의 결과에 따르면 2010 년대 들어 주가변동성이 완화되고 소득배분이 호전되는 긍정적 요인이 있었으나, 그 효과가 가 파른 부채비율 상승과 전세가격 상승 등으로 인한 소비성향 감소효과에 크게 미치지 못하여 소 비성향이 급격하게 하락한 것으로 분석되었다. 주요용어 : 소비, 평균소비성향, 구조분해, 소비최적화, 회귀분석1. 서론
한 나라의 경제에서 경제성장을 이끄는 동력으로 소비, 투자, 순수출 그리고 정부 지출을 꼽고 있다. 본 논문은 이중에서 소비의 최근 움직임에 주목한다. 가계소비의 증가는 국내 제조업 및 서비스업 생산 증대를 유발하고 이로 인하여 기업의 투자 및 이윤이 증가한다. 기업의 투자 확대로 인한 고용창출은 다시 가계소 비를 확대시키는 요인이 되며, 기업이윤 증가는 투자 및 정부의 세수확대를 유발한다. 결국 가계소비는 가장 필수적인 경제성장의 원동력 중 하나임은 주지의 사실이다. 그러나 이처럼 경제성장의 주동력인 국내 소비는 평균소비성향과 경제성장 기여율 측면에서 볼 때 꾸준하게 그 영향이 하락하는 추세를 보이고 있다. 국내가계의 평균 소비성향4)은 IMF 외환위기 이후 다소 회복된 후5) 2000년대 들어 IT버블붕괴, 내수와 수출의 양극화, 글로벌 금융위기 등의 여러 요인의 변화에 따라 소폭의 등락을 겪으 1) 이 논문은 동아대학교 교내연구비 지원에 의하여 연구되었음.2) 주저자, 부교수, 동아대학교 국제무역학과, Tel: +82-51-200-8739. E-mail: jwkim01@dau.ac. kr
3) 교신저자, 조교수, 동아대학교 국제무역학과, Tel: +82-51-200-7442. E-mail: yjro@dau.ac.kr 4) 가계의 평균소비성향은 가계의 가처분소득대비 소비지출 비중(%)이며, 이하 소비성향으로 통
칭한다.
5) 통계청 가계동향조사의 도시기준 통계에 근거하며, 전국기준 통계는 2003년 이후 이용가능 하다.
며 2003년 이후 꾸준하게 그 수준이 하락하는 추세를 보이고 있다. 2003년 1/4분기의 79.5(전국기준)와 79.6(도시기준)을 기록한 후 2010년 소폭상승한 후 다시 하락하여 2016년 2/4분기에는 70.9와 71.3을 기록하였다. 또한 가계소비의 경제성장 기여율을 살 펴보면 2000년대 초반 60% 내외의 수준에서 점차 하락하여 2010년대에 들어서는 그 절반수준인 20-40% 사이를 기록하고 있다.6) 본 논문에서는 2000년대 이후(2003-2016) 평균소비성향 하락 현상을 진단하고 이 에 영향을 미칠 수 있는 경제 변수들을 포괄적으로 고려한 실증분석을 함으로서 국내 경제성장에 관한 함의를 도출하고자 한다. 즉, 소비성향 변화가 구조적 요인에 의한 것인지 아니면 내부적 타 요인에 의해서 기인한 것인지를 판별하고, 이후 경제전체 소비성향 둔화에 어떠한 경제적 요인들이 영향을 미쳤는지를 분석하고자 한다. 논문 의 순서는 다음과 같다. 먼저 2장에서는 소비저하 현황 및 선행연구에 대해 살펴보고, 3장에서는 실증분석에서 사용하는 데이터를 설명한다. 4장에서는 실증분석 모형 및 실증분석 결과를 제시하고 마지막 5장에서는 결론 및 시사점을 제공하고자 한다.
2. 소비저하 현황 및 선행연구
2.1 소비저하 현황 외환위기 이후 하락세를 보이던 가계소비지출은 2000년대 초반 반등하는 모습을 보였으나, 2008년 글로벌 금융위기 이후 다시 2010년대의 소폭 반등을 제외하고는 지속적으로 하락하는 추이를 보이고 있다. 그러나 회복의 정도를 보면 2000년대 초반 과 2010년대의 형태는 다르게 진행되는 것으로 보인다. 전국 기준으로 볼 때, 가계소 득은 2000년대 초중반(2003-07)과 2010년대(2011-2015)들어 각각 연평균 2.18%와 1.86%의 회복세를 보였다. 또한 비소비지출이 증가세가 뚜렷하기는 하지만 처분가능 소득 역시 각 기간에 걸쳐 연평균 1.95%와 1.87%의 성장세를 나타내었다. 그러나 같은 시기에 소비지출의 경우 각각 이보다 적은 1.53% 및 0.41% 증가에 불과하였다. 즉 국내 가계의 처분가능소득대비 소비세가 크게 둔화되었다는 것을 확 인할 수 있다. 이 같은 현상은 평균소비성향으로 또한 설명이 가능하다. 전국기준 평 균소비성향은 2003년 대비 2015년에는 6%p 하락하였으며, 이 하락세는 2016년 들어 지속되어 2016년 2분기에는 2000년대에 들어 가장 낮은 70.9를 기록하고 있다. 6) 한국은행 ECOS기준<표 2.1> 기간 중 가계 지표 증감률(%) 소득 가계지출 소비지출 비소비지출 처분가능소득 (전국기준) 03-07 2.18 1.91 1.53 3.30 1.95 08-10 0.82 1.15 0.81 2.34 0.49 11-15 1.86 0.74 0.41 1.83 1.87 (도시기준) 03-07 2.06 1.79 1.40 3.25 1.81 00-07 2.60 2.06 1.77 3.15 2.48 08-10 0.31 0.67 0.25 2.12 -0.08 11-15 1.79 0.65 0.30 1.80 1.79 주: 실질기준. 전국기준 자료: 통계청, 가계동향조사 자료: 통계청, 가계동향조사 <그림 2.1> 평균소비성향 추이 2.2 선행연구 소비모형에 관한 연구는 소득의 변화와 소비의 변화가 직접적으로 연계되어 있는 케인즈의 모형에서 항상소득가설(Friedman, 1957, 1963) 및 생애주기가설(Modigliani · Brumberg, 1954) 형태로 방향을 전환한 이후, 보다 현실성을 감안하여 불확실성, 유동 성 제약 등을 고려하여 소비행태를 분석하는 방향으로 발전되어 왔다.7) 불확실성과
관련해서는 Zeldes(1989)가 일반적인 형태(CRRA)의 효용함수를 가정한 캘리브레이션 방법을 이용하여 소득의 불확실성이 존재하는 경우의 소비함수와 완전예지(perfect foresignt)하의 소비함수를 비교한 바 있으며. 소득 불확실성이 있는 경우의 소비수준 이 완전예지하의 소비수준에 비해 규모가 작게 나타난다는 결론을 얻은 바 있다. 또 한 Carroll(2001)은 유동성 제약의 존재 유무에 따른 소비행태를 분석하였는데, 유동성 제약하의 상황에서 그렇지 않은 경우보다 한계소비성향이 커진다는 것을 보였다. 아 울러 Carroll·Kimball(1996 & 2001) 및 Patterson(1993)에 따르면, 소득이 증가하는 경 우에 비해 소득이 감소할 때 저유동성 그룹이 고유동성 그룹보다 소비를 더 민감하게 조정할 수 있다고 보였다.8) 국내연구로는 차은영(2000)이 한국의 가계 패널자료를 이 용하여 자산과 소득 비교를 기준으로 그룹을 나누어 그룹별 항상소득가설을 검정한 결과, 모든 계층이 항상소득가설을 따르는 것이 아니며 인구의 일정 비율은 유동성제 약에 직면함으로써 항상소득가설로부터 도출되는 소비최적화를 따르지 못한다고 분석 하였다. 또한 안주엽·이우헌(1999) 역시 항상소득가설을 검증하였는데, 유동성제약을 받을 가능성이 큰 집단과 이러한 가능성이 적은 집단 각각에 대해9) 현재소득이 소비 증가율에 미치는 영향을 분석하였다. 분석결과 전자의 경우 소비증가율이 현재소득에 유의적으로 민감하게 반응하지만 후자의 경우 소비증가율이 현재소득에 통계적으로 유의한 반응을 보이지 않는다고 밝혔다. 결국 불확실성과 유동성제약 등의 현실적인 문제는 최초 Friedman의 강조대로 소비에 유의적인 영향을 줄 수 있음을 알 수 있다. 자산 변동, 특히 주식시장이 소비에 미치는 영향과 관련되어 국내외 많은 연구가 존재한다. Poterba(2000)는 주식시장의 호황이 소비지출에 영향을 미칠 수 있음을 언 급하였다. 비록 주식 소유자가 (소득에 따라) 고르게 분포된 것이 아니라고 하더라도, 주가지수의 변화는 비록 주식을 소유하고 있지 않은 가계의 소비에도 영향을 미칠 수 있는데, 이 같은 주가지수의 변동은 소비자신뢰 또는 불확실성에 영향을 주는 신뢰경 로(Confidence Channel)가 작동하기 때문이라고 보았다. 이와 관련해서는 Romer(1990) 및 Zandi(1999) 역시 연구한 바 있다. Paiella(2007)은 1990년대의 이탈리 아에서 부(wealth)에 따른 소비행태를 미국과 비교하여 분석하였다. 이탈리아에서의 소비에 대한 부의 효과는 미국에 비해 상대적으로 낮게 나타났는데, 이는 미국에 비 해 가계가 소유하는 주식 등 금융자산 규모가 상대적으로 소규모이기 때문에 비록 소 비성향이 미국과 비슷하다 하더라도 그 효과가 낮다는 것이었다. 주식 부가 소비에 미치는 영향이 직접적이라고 하더라도, 이에 대한 여러 연구들에서는 이 효과가 소비 자가 전 생애에 걸친 한계소비성향에 비해 크지 않다고 제시하고 있다. 첫째는 불확 실성으로 인한 소비함수의 오목성을 들고 있다 (Carroll·Kimball, 1996 ; Zeldes, 1989). 둘째는 1990년대에 들어 퇴직금 적립계정(retirement account)에서의 주식투자의 중요 7) 특히 초기 Friedman의 강조점과 그 이후에 이를 뒤따르는 최적화 모형에 따른 소비모형 전 개와의 차이점에 대해서는 Carroll(2001)을 참고하자. 8) 이는 소득에 따른 소비지출의 비대칭적 반응을 의미하는 것으로 볼 수 있으며, 직접적으로 이 같은 비대칭성에 대한 연구는 Shea(1995), 박강우·서영선(2014) 등을 들 수 있다. 9) 분석을 위해 표본을 분리하였는데 예컨대, 고유동성 가계-저유동성 가계, 내년도 경제전망이 낙관적인 가계-비관적인 가계, 전세입자 가계-주택소유 가계, 부채가 없는 가계 등을 사용하 였다.
성이 크게 높아졌다는 것이며, 이는 현실화의 문제로 인하여 직접소비증가로 이어지 기 어렵다는 것이다(Thaler, 1990). 또한 주식시장 부의 증대가 현재 현실화되었느냐 의 문제도 하나의 문제점으로 꼽힌다. 이외에 소득세 감면을 통한 소비 증대 효과에는 다소 부정적인 시각이 있다. Carroll(2000)은 일본자료를 분석한 결과도 경기부양 효과가 크지 않은 것으로 주장하 고 있다. 실제로 소득세 감면이 소비성향이 낮은 부유층의 감세혜택 증가로 이어진다 면 국내 소비 진작 효과보다는 정부의 재정적자로 연결될 가능성이 높기 때문이다. 현실적으로도 다음과 같이 가계의 소비성향 침체에 대해서는 국내에서 외환위기 이후 꾸준히 주목을 받아왔다. 우선 주가시장 등의 소비에 대한 자산효과가 유의적인 정의 값을 갖는다는 다수의 연구(김병화·문소상, 2001; 전철환·장병화·박형수, 2002; 최요철·김은영, 2008 등)가 존재한다. 특히 김병화·문소상(2001)은 주가의 경기 선행적 역할과 부의 효과라는 두 경로를 통해 소비에 영향을 미칠 가능성을 강조하고 있다. 최정수·박소현(2004)은 외환위기 전·후 한국의 소비패턴과 소비부진을 분석하였다. 이 들에 따르면 2000년대 초반 민간소비의 비중이 증가하였다가 다시 반락하는 형태를 보이고 있는데, 이러한 변화를 초래한 원인으로 고용부진에 따른 가계의 구매력 축소, 신용카드 대출 등 가계부실의 심화, 고소득 계층의 유동성이 전 소비에 미치는 영향 력 둔화 등을 지적하였다. 최규권(2005)은 소비부진과 체감경기 악화의 원인으로 가 계·기업간 소득 양극화 문제를 지적하였다. 외환위기 이후 가계의 소득원천인 개인소 득 증가율은 경제성장률에 훨씬 미달하는 반면 기업소득 증가율은 큰 폭으로 확대되 어 결국 노동소득분배율은 크게 하락하는 반면 자본소득 분배율은 대폭 상승하였다. 또한 가처분소득을 기준으로 보면 이 같은 격차가 더욱 크게 벌어지는데, 가계소득은 거의 늘어나지 않은데 비해 기업소득은 연평균 60%를 넘는 높은 증가율을 기록하였 음을 지적하였다. 강두용(2005)는 당시 경기부진의 주요인이 소비침체에 있으며 이는 소비성향의 하락으로 나타낼 수 있다고 보았고, 이러한 소비성향의 하락은 특히 경제 내 소득 양극화 등 분배구조 변화에 주로 기인한다고 주장하였다. 본 논문에서는 통 계청의 도시기준 가계조사 자료와 국민계정상의 노동소득분배율 자료를 이용하여 분 배측면의 문제가 평균소비성향에 미친 영향을 추정하였다. 배성종·이상호(2006)는 케 인즈의 기본 아이디어를 이용하여, 소득분배 악화는 한계소비성향이 낮은 고소득계층 으로 소득이 집중되면서 소비의 순감소분이 더 커지게 되어 전체적으로 평균소비성향 이 하락한다는 결과를 이론적 및 실증적으로 살펴보았다.10) 특히 개인의 한계소비성 향이 소득 증가에 따라 하락할 경우 소득분배구조의 악화가 가계전체의 소비 감소를 초래하게 됨을 증명하였다. 김군수 외(2013)는 한국의 전체 가구에서 차지하는 50세 이상 중고령층의 비중이 2003년 30.9%에서 2012년 43.3%로 큰 폭으로 증가하고 있으 며, 이들 중고령층의 소비지출 둔화와 소비성향의 급격한 감소가 우리나라 전체 민간 소비를 둔화시키는 데 중요한 영향을 미치고 있다고 밝혔다. 박아련(2014)은 민간소비 부진의 원인을 가계부채 증가, 고용부진 및 영세자영업자 증가, 비소비지출증가, 전월
10) 이와 관련된 추가적인 해외 실증분석 연구는 Blinder(1975), Musgrave(1980), Pressman (1997), Brown(2004), Allen·Ndkumana(1999) 등을 참고하라. – 배성종·이상호(2006)에서 재 인용
세가격 상승, 교육비 및 의료비 상승, 고령화로 분석하였다. 한상완·김민정(2013)은 평 균소비성향 하락의 주된 요인을 소득분배 악화 뿐 아니라 예비적 저축 동기 요인인 일자리 불안정성, 전세값 상승, 고령화 심화로 분석하였다. 이때, 배성종·이상호(2006) 에서 밝힌 소득분배악화가 평균소비성향을 저하시킬 수 있다는 케인즈의 기본 아이디 어가 작용하는 한편 소득분배 악화는 저소득층 재무악화를 촉진하여 원리금 상환부담 가중으로 추가적인 소비위축을 가져올 것이라고 주장한다. 한상완·최성근(2014)은 민 간소비가 국내총생산과 고용에 있어서 다른 부문에 비해 높은 파급 영향(부가가치 유 발계수=0.817, 취업유발계수 19명/10억원)을 보인다고 강조하였다. 또한 고소득 계층의 늘어난 소비여력을 실제소비로 연계시켜야 하며, 소비여력이 둔화된 중·저소득계층에 는 안정적인 일자리를 공급해야 한다고 주장하였다. 변양규(2015)는 2010년 이후 평균 소비성향의 감소에 따른 소비부진에 대하여 그 원인을 자영업자의 영업이익부진 및 가계지출중 비소비지출 및 기타지출이 높은 것으로 분석하였다. 따라서 근로자의 임 금 증대를 통한 가계의 소득을 증대시키더라도 소비지출이 크게 증가하기 어렵다고 밝히고 있다. 또한, 국내 소비 진작을 위해서는 중·고소득층의 국내 소비 여건을 개선 하여 해외소비를 국내로 전환하도록 유통구조를 개선해야 한다고 주장하였다. 주원·김 천구(2016)는 소비성향 변동의 기여요인을 분해한 결과 주거비 급증, 정부의 내수 활 성화 정책, 가계의 수요변화 등이 평균소비성향을 높이는데 기여한 반면 학령인구 감 소 등 인구구조변화, 석유류, 통신비 등 가격 안정과 소득 향상에 따른 식료품 소비비 중 감소 등은 평균소비성향을 낮추는데 기여하였다고 제시하였다. 본 논문의 목적은 가처분소득 변동에 따른 소비지출의 변동간의 관계가 안정적이 지 않고 변화하는 현상을 설명하는 데에 어떠한 요인들이 작용하였는지 총량 변수를 이용하여 분석하는 것이다. 따라서 소비성향의 움직임에 주목한다.
3. 데이터
본 논문에서는 통계청 가계동향조사에서 제공하는 가계소비 자료를 사용한다. 그 이유는 해당 자료에서 전국기준 실질가처분소득( )과 실질소비지출() 자료가 이용 가능하기 때문이다. 이에 따라 이용가능 기간은 2003년 1분기 이후의 분기별 형태이 다. 가계 소비행태 변화를 설명하기 위해서는 한국은행으로부터 명목 회사채수익률에 서 소비자물가 상승률을 차감하여 실질이자율을 이용하였고, 가계동향조사로부터 가 구주 연령()을 이용하는 한편 5분위 배율(_)을 계산하여 사용한다. 5분위 배 율은 상위 20% 소득을 하위 20% 소득 값으로 나눈 값으로 계층 간 소득격차를 보여 주는 지표로 사용된다. 이에 더하여 가계 소비행태 변화를 설명하기 위한 부담요인 변수로 가계부채비율 (_), 전세가격지수( ), 주가수익률(), 주가변동성(, ), 그 리고 이직률(_ )을 이용한다. 특히 가계부채비율은 실질가계대출을 실질국민총처 분가능소득(GNDI)으로 나누어 사용하며, 주가수익률 변동성은 엄영호·지현준·장운욱 (2008)에 따라 두 가지로 사용하는데 첫째는 일별 주가수익률의 분기표준편차로 계산변수명 설명 상세설명 출처 실질가처분소득 통계청, 가계동향조사 실질소비지출 통계청, 가계동향조사 실질이자율(%)1) 실질회사채수익률 한국은행, ECOS 가구주 연령 통계청, 가계동향조사 _ 소득 5분위 배율(배) 상위 20% 소득/하위 20% 소득 통계청, 가계동향조사 _ 가계 대출 비율(%) 실질가계대출1)2)/실질GNDI 1) 한국은행, ECOS 전세가격 지수1) 한국은행, ECOS 된 실제변동성이고, 둘째는 일별 수익률의 제곱합의 루트 값인 실현변동성이 그것들 이다. 고용불안정성과 관련된 변수로 이직률을 사용하는데 이 같은 적용은 한완상·김 민정(2013)에서 지적한바와 같이 글로벌 금융위기 이후 고용안정성이 낮아진 상황에 서 이직률이 크게 증가한 것에 기인한다. 그러나 이직률 자료는 회귀분석에서 시계열 형태로 적용하는 데에 다소 문제점이 존재한다. 왜냐하면 고용노동부 1993년 이후 발 표하는 지표에서 기간별로 상이한 기준이 적용되고 있기 때문이다. 본 논문에서는 세 부 산업분류와는 무관하므로11) 사업체 규모만 보면 세 개의 상이한 기준이 적용된 시 기가 나타난다. 이 기간은 1993-1998(10인 이상 사업체 대상), 1991-2007(5인 이상 사 업체 대상), 2009년 3분기 이후(1인 이상 사업체 대상)이며, 2008-2009년 2분기 까지 는 데이터가 조사가 누락되어 있다. 분기별 형태의 변수들은 실증분석에 앞서 X12 ARIMA 방식의 시계열조정 후 적 용되었다.12) 기본적으로 평균소비성향( )은 꾸준한 하락세를 보이고 있고, 실질 금리는 2010년대 들어 지속적으로 저금리 상태를 보이고 있으며, 가구주 연령은 40대 에서 50대로 빠르게 상승하고 있다. 소득 5분위 배율은 2000년대에 점차 높아지면서 소득분배의 악화를 나타내다가 2010년대 들어 다소 하락세를 보이고 있다. 주가수익 률은 그 진폭이 크게 완화되면서 크게 안정세로 접어들었으며 이에 따라 변동성 또한 크게 완화되었다. 그러나 가계대출비율은 2000년대 초반 약 1.5배에서 2016년에는 약 2배 이상으로 크게 증가하였고, 전세가격지수 또한 같은 기간 1.6배 이상 높아져 모두 가계소비 증대에 부담으로 작용하는 것으로 보인다. 한편 고용불안정성을 나타내는 이직률은 글로벌 금융위기 시기인 2010년대에 크게 높아졌다가 소폭 하락하는 추세를 보이고 있다. <표 3.1> 주요 데이터 설명 및 출처 11) 산업분류까지 고려하면 첫째, 1993-1998(91년 산업분류, 10인 이상) 둘째, 1999-2001(91년 산업분류, 5인 이상), 셋째, 2002-2007(2001년 산업분류, 5인 이상), 2009년 3분기 이후(1인 이 상으로 확대)로 세분화할 수 있다. 12) 이들 변수들의 움직임에 대해서는 <부록 2> 그래프를 참고하자
주가지수 수익률 일별 (명목)주가수익률의 분기 평균 (경기활성화 지표) 한국거래소 주가지수 수익률1) 분기 평균 (실질)주가수익률 (부의 효과 지표) 한국거래소 주가수익률 변동성 실제변동성(일별수익률의 분기 표준편차) 한국거래소 주가수익률 변동성 실현변동성 (일별수익률 제곱합의 루트값) 한국거래소 _ 이직률 고용노동부, 사업체노동력조사 1) 소비자물가지수를 이용하여 실질화 2) 2003년 4분기부터 이용가능
4. 실증분석 모형 및 결과
본 장의 분석모형은 크게 두 가지 방법으로 구성되어 있다. 첫째는 Peneder(200 3)13)의 방법을 이용하여 소비성향 변화를 분해하여 소득분위 간 및 소득분위 별 구조 변화로 인한 구조적 부담이나 구조적 이득이 있었는지, 아니면 각 소득분위 자체의 요인에 의한 변화 때문인지 확인한다. 두 번째로 최적화문제에 기반한 소비성향 결정 모형을 회귀분석을 통해 살펴보고 소비성향 변화의 원인을 규명한다. 첫 번째 분석방 법에서는 소비성향 변화의 주된 요인이 소득분위 간 구조적 변화 때문인지를, 그리고 만일 그렇다면 이 효과가 긍정적인지 부정적인지 파악하고자 한다. 두 번째 분석은 첫 번째 분석과 시각을 달리하여 소비성향이 가능성 있는 경제적 변수의 움직임에 따 라 변화할 수 있다는 것을 검증하는 것으로 구조변화 보다는 개별요인별 분석에 주안 점을 두고 있다. 이들 두 가지 분석 간 사용하는 자료의 전체 기간은 유사하지만 주기가 각각 연간 및 분기별 자료로 상이하다. 이에 대한 근거는 다음과 같다. 첫 번째 분석에서는 표본 기간의 최종시점과 최초시점 간을 비교하여 상대적으로 장기적 구조변화에 주목하는 데, 이때 계절요인 배제뿐 아니라 소득 및 소비의 완료성 측면을 고려하여 연간자료 를 이용하는 것이 타당하다고 판단하였다. 반면 두 번째 분석에서는 표본기간 전체에 걸쳐 소비성향 변동에 영향을 미치는 경제변수들을 주목하고 있는데, 이는 첫 번째 분석에 비해 비교적 상대적으로 단기적 변동요인을 규명하는 것이고 따라서 전체 표 본기간 사이의 단기적인 변동이 중요한 정보가 된다. 따라서 첫 번째인 구조변화 분 해 분석에서는 연간 자료를 활용하며, 두 번째인 소비성향 결정모형에서는 분기 자료 를 사용한다.13) Peneder(2003)는 Fagerberg(2000) 및 Timmer and Szirmai(2000)의 방법론을 동일하게 사 용하였다고 언급하고 있다.
4.1. 구조변화 분해(Peneder, 2003) 4.1.1 구조변화 분해 기본모형 이번 소절에서는 각 소득분위별 소비성향 변화율과 수준 값, 그리고 가처분소득 비중 등을 사용하여 경제 전체의 소비성향 증가율의 구조변화를 살펴본다. 이를 위해 서는 Peneder(2003)에 따라 요인분해를 시도한다. 당초 동 논문에서는 노동생산성 증 가율의 변화의 요인을 분해하여 생산성 향상의 주된 동력이 노동력의 산업구조 변화 에 따라 긍정적인 효과를 가져왔는지 가늠하고 있다. 우선 전체 평균소비성향()은 다음과 같이 각 분위별 평균소비성향()과 소 득비중( )14)을 곱하여 소득분위 별 합으로 나타낼 수 있다.
∑ ∑
∑ ∑
이 같은 평균소비성향의 0기부터 t기 사이 변화율은 Peneder(2003)의 방법을 응용 하여 다음과 같이 분해될 수 있다.
(4.1) 먼저, 우변의 첫째 항은 소득분위 간 소비성향 변화 중 정태적 효과(static effect) 를, 두 번째 항은 소득분위 간 소비성향 변화 중 동태적 효과(dynamic effect)를, 세 번째 항은 소득분위 내(별) 소비성향 변화효과(within-group effect)를 나타내고 있다. 이들 효과를 세부적으로 살펴보면 다음과 같다. 정태적 효과는 소득분위별 소비성향 이 일정한 상황에서 소득 분위별 소득비중이 변화할 때 경제전체의 소비성향 증가율 에 미치는 효과를 나타내고 있다.15) 동태적 효과는 소득분위별 소비성향과 소득비중 의 변화가 경제전체의 소비성향 증가율에 미치는 효과를 나타낸다. 즉 동태적 효과로 경제전체적 소비성향의 상승이 나타나기 위해서는 소득분위별 소비성향과 소득비중이 동일한 방향으로 변화하여야 한다. 따라서 소비성향이 상승하는 소득분위로 소득비중 이 높아지는 경우이거나 또는 반대로 소비성향이 하락하는 소득분위에 소득비중이 낮 아지는 경우 경제전체의 소비성향을 상승하게 되는 동태적 효과가 나타난다.16) 소득 14) 특정 분위 소득비중은 분위당 가처분소득과 가구분포비중을 이용하여 산정하였다. 분위 소득비중
⋅⋅ ⋅⋅
⋅ ⋅ , 단, 전체 가구 수 분위 가구분포 분위 평균소득 15) 구조변화 분해식을 이용한 분석 결과 정태적 효과 항목이 정(+)의 값으로 나타나는 경우 일반적으로 소득분배의 개선으로 해석할 수 있다. 이는 소득분위가 낮을수록 소비성향이 상 대적으로 높게 나타나기 때문에, 낮은 소득분위의 소득 비중이 높을수록 정(+)의 값이 크게 나타날 것으로 예상되기 때문이다.분위 내(별) 소비성향 변화효과는 소득분위별 소비비중이 불변인 상황에서 순수히 각 소득분위의 소비성향 변화가 경제 전체의 소비성향 변화에 비치는 효과를 나타낸다.17)
이는 기존의 산업구조 변화 측면에서 분석된 구조적 이득가설(structural bonus hypothesis) 과 구조적 부담가설(structural burden hypothesis)을 식 (4.1)을 통해 소득분위 간 구 조변화 측면에서 검증해 볼 수 있다. 우선 식 (4.1)에서 정태적 효과 및 동태적 효과 가 정(+)의 값을 갖는다면 구조적 이득가설을, 그리고 부(-)의 값을 갖는다면 구조적 부담가설이라고 평가할 수 있다. 정태적 효과 측면에서 구조적 이득가설을 설명하면 소득분위간 구조변화가 경제전체의 소비성향에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 의미 한다. 즉 소비성향이 낮은 소득분위에서 소비성향이 높은 소득분위로 소득이 이동하 여 경제전체적인 소비성향이 높아진다는 것이다. 또한 정태적 효과 측면에서 구조적 부담가설이란 소득분위 간 구조변화가 경제전체의 소비성향에 부정적인 영향을 가져 온다는 것을 의미한다. 즉 소비성향이 높은 소득분위에서 소비성향이 낮은 소득분위 로 소득이 이동하여 경제전체적으로 소비성향이 낮아진다는 것을 의미한다. 한편, 동 태적 효과 측면에서 구조적 이득 또는 부담가설을 해석할 수 있는데, 소비성향 향상 이 낮은(높은) 소득분위에서 소비성향 향상이 높은(낮은) 소득분위로 자원 즉 소득이 이동함에 따라 경제전체의 소비성향이 높아지는(낮아지는) 현상을 동태적 측면의 구 조적 이득(부담)가설이라고 해석할 수 있다. 실제 2003-2015년의 전국단위의 10분위 소득분위별 가계동향조사 연간 자료를 통 해 경제전체의 평균소비성향 증가율의 구조를 분해한 결과는 <표 4.1>에 기여도로 제시되어 있고, 소득분위 간 구조변화와 관련하여 소득비중 변화 방향 및 소비성향 변화 방향은 <표 4.2>에 나타나 있다.18) 이와 관련된 소득비중 및 소비성향 자료는 <부록 1>에 수록하였다. 4.1.2 구조변화 분해 실증분석 결과 본 소절의 실증분석을 위해 전국 단위의 자료가 존재하는 2003년부터의 연간자료 를 이용하였다. 그리고 분석기간은 국내 경제에 큰 충격을 주었던 경제위기 기간을 고려하여 기간 1은 외환위기 이후의 회복기간인 2000년대 초반, 기간 2는 미국발 글 로벌 금융위기가 고려된 시기, 기간 3은 이후 회복기간 등 총 3개의 기간으로 분류하 였다. 16) 이 문장에서 소비성향과 소득비중의 우선순위는 정해져 있지 않다. 즉 소득비중이 상승하 는 소득분위로 소비성향이 높아지는 경우이거나 또는 반대로 소득비중이 하락하는 소득분위 에 소비성향이 하락하는 경우로 바꾸어 설명할 수도 있다. 17) Peneder(2003)에서는 노동측면에서의 산업구조변화로 인해 전체적인 노동생산성에 어떠한 영향이 있었는지 살펴보고 있다. 이때의 세 효과는 첫째, 산업간 생산성 변화 중 정태적 효 과, 둘째는 산업간 생산성 변화 중 동태적 효과, 그리고 마지막은 산업내 생산성 변화효과로 볼 수 있다. 18) 소득을 10분위로 나누어 구조변화를 분석할 때 다음과 같은 문제점이 발생할 수 있다. 우 선 연구 대상이 각 소득 기준에 부합하는 가구로 분류되어 있기에 특정 소득분위에 속한 특 정 가구들에 대한 연속 추적이 어려울 수 있다. 또한 소수에게 극단적인 소득배분이 이루어 지는 경우에도 그 변화효과를 소득 분위로만 볼 수 있으므로 정확한 탐지를 어렵게 할 수 있 다.
먼저 전체기간인 2003-2015년간의 평균소비성향 증가율을 분해하면, 정태적 효과 는 정(+)의 값을 보이는 반면 동태적 효과 및 내부효과는 모두 부(-)의 값을 보이고 있다. 이들 세 효과의 합이 부(-)의 값을 보여 기간 중 경제전체의 평균소비성향이 7.59% 하락하였음을 확인할 수 있다. 그러나 이때 소비성향 변화에서 정태적 및 동태 적 효과의 합이 정(+)의 값을 보이고 있어 소득분위 간 구조변화가 소비성향 향상의 부담으로 작용하는 것으로 보이지는 않는다. 다만 마지막 항인 내부효과가 이 합을 상쇄하고 넘어서는 큰 규모의 하락(-7.81%)을 나타내고 있다. 따라서 전 기간 중의 경제전체의 평균소비성향 하락은 구조적 부담이라기보다는 각 소득분위별 계층의 자 체적인 내부요인에 의해 발생되는 것으로 볼 수 있을 것이다. 더 구체적으로 살펴보 면, 소득이 증가한 계층은 1-7 및 9분위에 나타났지만, 평균소비성향이 하락한 계층은 1-10분위 모두 공통적인 현상이었던 것으로 나타났다. 기간 1(2003-2007년)은 2000년대 들어 세 세부기간 중에서 가처분소득의 성장세가 두드러졌던 기간이다. 그러나 소득구조 변화에 있어서 고소득계층에서만 소득비중이 상승하고 또한 내부적으로도 각 소득분위별 소비성향 또한 대체로 하락하는 기간이 다. 먼저 정태적 및 동태적 요인은 모두 부(-)의 값을 나타내고 있어 이 기간 중 소득 분위 간 구조변화가 평균소비성향 변화에 부정적인 영향을 미치는 구조변화의 부담이 나타나고 있다. 이에 더하여 각 소득분위별 소비성향이 대부분 하락하면서 내부요인 은 주요 세 요인 중 가장 큰 규모의 부(-)의 값을 나타내었다. 결국 이 기간 중 경제 전체의 소비성향은 1.62% 하락하였다. 이 기간의 평균소비성향 변화의 요인을 소득분 위별로 살펴보면, 소득비중이 상승한 계층은 7-10분위 소득계층이었던 반면, 소비성향 이 상승한 계층은 1, 6분위 소득계층 뿐이었다. <표 4.1> 평균소비성향증가율 구조분해(기여도) 전체 １분위 ２분위 ３분위 ４분위 ５분위 ６분위 ７분위 ８분위 ９분위 10분위 전 기간 : 2003-2015 정태적효과 0.34 0.45 0.04 0.06 0.15 0.09 0.02 0.01 -0.24 0.01 -0.25 동태적효과 -0.12 -0.12 0.00 -0.01 -0.01 -0.01 0.00 0.00 0.01 0.00 0.02 내부효과 -7.81 -1.16 -0.77 -0.73 -0.72 -0.77 -0.23 -0.85 -0.61 -0.73 -1.25 합 -7.59 -0.82 -0.73 -0.68 -0.58 -0.69 -0.21 -0.84 -0.83 -0.73 -1.48 A. 기간 1: 2003-2007 정태적효과 -0.64 -0.46 -0.44 -0.36 -0.27 -0.07 -0.10 0.07 0.15 0.26 0.59 동태적효과 -0.01 0.00 0.00 0.00 0.01 0.00 0.00 0.00 -0.01 0.00 -0.01 내부효과 -0.97 0.05 -0.01 -0.07 -0.18 -0.18 0.38 -0.30 -0.48 -0.03 -0.15 합 -1.62 -0.42 -0.44 -0.43 -0.45 -0.25 0.27 -0.23 -0.33 0.23 0.43 B. 기간 2: 2008-2010 정태적효과 0.38 0.18 0.17 0.29 0.34 0.07 0.12 -0.03 -0.19 -0.16 -0.42 동태적효과 -0.03 0.00 -0.01 -0.01 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 내부효과 0.61 -0.03 -0.25 -0.16 0.00 0.23 -0.28 0.43 0.27 0.41 -0.02 합 0.96 0.15 -0.09 0.12 0.34 0.31 -0.16 0.41 0.08 0.24 -0.43 C. 기간 3: 2011-2015 정태적효과 0.61 0.75 0.30 0.13 0.08 0.09 0.01 -0.04 -0.19 -0.10 -0.42 동태적효과 -0.20 -0.19 -0.02 -0.01 -0.01 -0.01 0.00 0.00 0.01 0.01 0.03 내부효과 -7.37 -1.11 -0.48 -0.49 -0.55 -0.83 -0.33 -0.98 -0.40 -1.11 -1.10 합 -6.96 -0.55 -0.21 -0.36 -0.47 -0.74 -0.33 -1.02 -0.58 -1.20 -1.49 주: 전국기준 자료: 통계청, 가계동향조사
기간 2는 2008-2010년 기간으로 이 시기는 글로벌 금융위기의 영향과 반등이 나타 난 시기이다. 이 기간 중의 소득분위 간 정태적 및 동태적 구조변화 효과는 각각 0.38%와 –0.02%를 기록하여 이들의 합이 +0.35%로 구조적 이득을 나타내었다고 볼 수 있다. 더욱이 소득분위 내 효과는 앞선 구조변화 효과를 압도적으로 뛰어넘는 0.61%를 기록하여 소득분위 간 및 소득분위 내 효과는 모두 소비성향 상승에 긍정적 으로 작용한 것으로 분석되었다. 이 기간의 평균 소비성향 변화의 요인을 소득분위별 로 살펴보면, 소득비중이 상승한 소득분위는 1-6분위였고 평균소비성향이 상승한 소 득분위는 4-5분위와 7-9분위였다. 마지막으로 기간 3은 2011-2015년 기간으로 지난 기간 2에 비해 경제전체 가처분 소득의 증가세는 높았지만 기간 1에 비해서는 낮은 기간이다. 그러나 평균소비성향의 하락세는 –6.96%로 지난 기간 1과 2의 -1.62% 및 0.96에 비해 가장 두드러진 시기이 다. 구조적으로 살펴보면, 정태적 효과는 0.61%인 반면 동태적 및 내부효과는 각각 -0.20% 및 –7.37%로 나타났다. 여기에서 정태적 및 동태적 효과의 합은 정(+)의 값 을 나타내므로, 소득분위 간 구조변화에 따른 평균소비성향 변화에 부담으로 작용하 지 않은 것으로 볼 수 있다. 그러나 소득분위별 평균소비성향의 하락이라는 자체요인 이 이 같은 구조적 변화 요인을 상쇄할 만큼의 큰 효과로 나타났기 때문에 평균소비 성향은 크게 하락하였다. 특히 앞선 두 기간에 비해 각 소득분위 내 소비성향 하락으 로 인한 내부효과는 가장 높은 기여율19)을 나타내고 있어 소득분위 간 구조변화 이외 에 소비를 저해하는 요인이 강하게 작용하고 있다는 의구심을 불러온다. 이 기간의 평균 소비성향 변화의 요인을 소득분위별로 살펴보면, 소득비중이 상승한 계층은 1-6 분위였지만 소비성향이 상승한 소득계층은 전무하였다. <표 4.2> 평균소비성향증가율 구조분해 주요변수 변화방향 전체 １분위 ２분위 ３분위 ４분위 ５분위 ６분위 ７분위 ８분위 ９분위 10분위 전 기간 : 2003-2015 소득비중 + + + + + + + - + -소비성향 - - - -A. 기간 1: 2003-2007 소득비중 - - - + + + + 소비성향 - + - - - - + - - - -B. 기간 2: 2008-2010 소득비중 + + + + + + - - - -소비성향 + - - - + + - + + + -C. 기간 3: 2011-2015 소득비중 + + + + + + - - - -소비성향 - - - -이상의 분석결과를 볼 때, 2000년대 들어 전체적인 평균소비성향의 변화의 주된 원인은 소득분위 간 구조적 변화가 주된 요인이라기보다는 각 소득분위 내(별) 내부 적인 평균소비성향의 변화 방향이 주된 요인이라고 볼 수 있을 것이다. 또한 이 내부 19) 각 요인별 기여도/전체소비성향 변화율
적 요인은 특히 가장 최근인 2011년 이후 더욱 두드러졌다고 판단된다. 따라서 최근 소비성향의 급격한 하락을 설명하기 위해서는 소비성향에 영향을 미치는 경제적 변수 들의 역할에 대해 보다 면밀한 분석이 요구된다고 하겠다. 4.2. 최적화문제 기반 소비성향 결정모형 4.2.1 소비성향 결정 기본모형 본 절의 실증분석에서는 전국평균 가계소비자료를 이용하여 평균소비성향에 미치 는 영향을 검증하고자 한다. 우선 다음과 같이 기본 모형을 살펴보자. 본 논문에서는 가계의 생애효용함수 극대화문제 및 유동성제약을 통해 이론적으로 도출된 소비함수를 실증분석 모형으로 설정한다. 이 같은 방법을 사용한 Zeldes(1989), Runkle(1991) 차은영(2000), 김기호(2009), 유경원(2009), 유경원·이혜은(2010) 등에서는 다음의 식 (4.2)와 동일한 기본 소비함수를 이용하고 있다. 또한 가계의 선호 등 기본 가정을 달리하면서 Beznoska· Ochmann(2012), Dejuan · Seater(1999), Chah · Ramey · Starr(1995), Khan · Nishat(2012), Dejuan · Seater · Wirjanto(2010), Drakos(2002), 장민 (2004) 등에서도 유사한 형태의 소비모형을 도출하여 사용한다. 이들 모형에서는 주로 소비증가율이 소득증가율 및 이자율과 같은 자산수익률의 함수로 이루어진다는 것을 가정한다. 이밖에 소비증가율을 설명하는 변수들은 평균연령, 가족구성원 수, 인종구 분, 주가수익률 등을 추가하거나 아니면 모두 배제되는 등 각 모형의 가정에 따라20) 선택적으로 사용되고 있다. 위 선행연구에서 공통적으로 사용된 변수를 기반으로 다 음의 최적화문제 기반 소비결정 기본모형을 구성한다. 이들의 기본 소비모형은 다음 식 (4.2)와 같다. ln ln ln (4.2) 단 는 각각 t기의 소비, 소득, (실질)이자율, 그리고 소비와 관련된 기타 변수를 나타낸다. 이같은 식 (4.2)의 양변에서 ln 과 ln를 차감하면 다음의 식 (4.3)과 식 (4.4) 와 같이 표현할 수 있다. 식 (4.3)은 평균 소비성향에 대한 ARDL(Autoregressive Distributed Lag)식으로 나타낸 것이며, 식 (4.4)는 식 (4.3)을 간략히 정리한 것이다. ln
ln
ln ln ln (4.3) ln
ln ln (4.4) 20) 특히 가계의 선호함수에 대한 가정에 달려있다.이때, 는 평균소비성향을 나타내며, , , , , , 에 해당한다.21) 본 논문 실증분석의 기본모형은 최적화문제 기반 선행연구에서 도출한 식 (4.5)와 같으며, 이는 식 (4.4)에서 기타변수()를 두 가지로 범주화 한 형태이다. ln
ln ln (4.5) 여기서 는 가계 고유특성과 관련된 변수로 가구주 연령( )이 이에 해당된다.22) 는 가계의 소비에 경기선행 또는 직접적인 부의 효과를 가져올 수 있는 거시경제 적 지표들로 가계 대출 비율(_, %), 소득 5분위 배율(_), 전세가격 지수 ( ), 주가지수 수익률(), 주가수익률 변동성(), 이직률(_ )의 당 기 또는 전기 변수를 넣어 분석한다. 앞서 밝힌 선행연구들의 결과에 따라, 주가지수 수익률( )은 가계 소비와 양의 관계를 보일 수 있지만 여타 거시경제적 변수 들은 가계 소비와 음의 관계를 갖는 것으로 예상된다.23) 소비성향 증가율의 움직임을 살펴보는 추정 절차는 다음의 세 단계로 이루어진다. 첫째 단계에서는 기본 설명변수인 소득증가율( ln)과 실질총수익률(ln ) 의 유의성을 살펴본다(<표 4.3>의 (1), <표 4.4>의 (1) 참조). 둘째, 첫째 단계에서 유 의적으로 밝혀진 기본 설명변수에 가계고유특성 변수인 와 거시경제 지표 변수인 각 변수의 당기 및 전기 값을 순차적으로 포함시켜 추정해 본다(당기변수는 <표 4.3>, 전기변수는 <표 4.4> 참조). 이와 같이 분석하는 근거는 우선 실증분석 자료가 모든 변수 공통적으로는 2003년 4분기부터 가능하기 때문에24), 하나의 방정식에 지나 치게 많은 설명변수를 동시에 함께 사용하는 경우 자유도 손실로 인하여 정규성 가정 21) 기본 변수인 APC, Y, 그리고 r에 대한 추정기간 중 단위근 검정 결과 가정에 따라 단위근 의 여부가 엇갈리는 결과를 가져오는 한편 현재의 추정기간에 대해 Johansen 공적분 검정을 시행한 결과 공적분이 있다는 근거가 희박하였다. 따라서 시계열특성에 따른 모형 설정보다 는 선행연구의 개인의 최적화모형을 활용하여 추정하기로 한다. 22) 당초 김기호(2009)의 연구에 따라 가구 특성변수를 가구주 연령 및 가구원 수를 모두 고려 하려고 하였다. 2000년대 이후 전국 총계변수를 살펴보면, 가구원 수는 줄어들고 1인가구는 증가하는 추세를 보이는 한편 전체적인 평균소비성향 또한 축소되고 있다. 따라서 가구원 수 와 평균소비성향 간에는 정(正)의 상관관계가 예상된다. 그러나 고가영(2014)에 따르면 1인가 구는 2인 이상 가구에 비해 주거, 내구재 등의 공유품목을 개별 소비해야 하며, 2인 이상 가 구에서의 대량구매로 인한 비용절감과 효율적 소비 혜택을 누리지 못함에 따라 1인 가구의 소비성향은 더 높게 나타난다고 밝히고 있다. 따라서 가구원 수가 소비성향에 미치는 영향에 대해서는 보다 세분화된 메타데이터를 이용한 소비행태분석과 같은 별도의 연구가 필요할 것 으로 보이므로 본 연구에서 가계 고유변수 중에서 가구원 수를 제외하였다. 23) 동 실증분석 방정식 식 (4.5)는 기본적으로 이론에 기반을 둔 식 (4.2)에서 출발한다. 이때 기본 변수인 ln 는 다른 변수들과 달리 차분하지 않은 형태로 도입이 되었는데 이는 이론적 결과에 근거하기 때문이다. 한편 변수 의 모형내 도입 형태는 추가적인 가계의 선호 함수 가정에 따라 그 형태가 상이할 수 있으므로, 본 연구에서는 차분형태로 도입하는 것을 가정하였다. 24) 가계부채 데이터는 2003년 4분기부터 이용가능하다.에 문제가 발생할 가능성이 있기 때문이다. 또한 여러 설명변수 간 다중공선성 가능 성으로 추정계수의 신뢰성에 문제가 발생할 가능성 역시 존재하기 때문이다. 4.1.2 소비성향 결정모형 실증분석 결과 첫째 단계에서 두 기본 설명변수의 유의성을 살펴본 바에 따르면(<표 4.3>의 (1)), 소비성향은 소득증가에 따라 유의적으로 감소하지만 이자율의 움직임에 따라 유의적 인 증가현상을 나타내고 있지 않다.25) 먼저 소비성향이 소득증가에 따라 감소한다는 것은 선행연구인 차은영(1996)의 결과와 유사한 결과이다.26) 그러나 이자율의 움직임 과 소비성향과의 비유의성은 2000년대 중반이후 지속되고 있는 저금리의 영향에 따른 결과로 풀이된다. 이와 관련하여 강두용(2005)에서는 일반적으로 다른 조건이 동일한 경우 이자율이 상승한다면 저축 유인을 높이는 영향 즉 소비성향을 낮추는 작용을 하 지만, 한국경제의 저금리기조 및 침체상태의 경제로 인하여 이같은 효과가 낮아지거 나 부의 값을 가질 가능성을 제기한 바 있다. 둘째 단계로 첫째 단계에서 유의적인 기본 설명변수인 당기 소득증가율( ln ) 과 함께 가계고유 특성변수() 및 거시적 특성변수()에 속하는 개별변수들 각각 을 순차적으로 포함시켜 추정한 결과를 살펴본다. 유의적인 당기변수로는(<표 4.4> 참조) 실질 주가수익률 변화(), 그리고 소득 5분위 배율 변화( ln _) 로 이들 부호는 각각 양(+)과 음(-)의 값을 갖는 것으로 나타났다. 실질 주가수익률 변화가 통계적으로 유의한 양의 값을 가진다는 사실은 자산효과를 나타내는 실질 주 식 수익률이 상승하여 소비성향을 상승시키는 영향을 준 것으로 보인다.27) 또한 강두 용(2005), 배성종·이상호(2006), 한상완·김민정(2013)등의 기존 연구에서 보였던 바와 같이, 소득불평등이 소비의 순감소효과를 유발하여 평균소비성향을 감소시키는 것으 로 나타났다. 실제데이터 추이를 보면, 2010년대 들어 실질 주가수익률은 큰 변화 없 이 안정적으로 소폭 등락을 거듭하고 있어 가계소비성향의 상승에 큰 도움이 되지 않 고 있는 것으로 보인다. 한편 2000년대 들어 완만하게 상승하던 소득 5분위 배율은 2010년대 들어 하락세를 보이고 있어 가계소비성향 상승에 대해 긍정적인 역할을 하 는 것으로 보인다. 마지막으로 전기 설명변수를 이용한 결과(<표 4.4> 참조)에 따르면, 평균소비성향 증가율에 유의적으로 부정적 영향을 주는 변수들은 부채비율( ln _ ), 전세 가격지수( ln ), 그리고 주가수익률 변동성( ln , ln ) 으로 추정되었다. 앞선 두 변수는 추후 원리금 상환 및 전세금 마련을 위한 예비적 저축동기로 작용할 수 있는 측면에서 소비성향을 하락시킬 요인이며, 주가 변동성은 25) 기본 설명변수 둘을 각각 개별적으로 실증분석 모형에 적용한 결과는 본문에 제시되어 있 지는 않다. 그러나 ln를 설명하기 위해 두 기본설명변수를 각각 개별적으로 적용해 도 이상의 결과와 동일하였다. 26) 본 연구의 값은 차은영(1996)의 <표 2-1>-<표 4-2>의 (3)과 (4) 추정결과에서 -1에 대응한다. 27) 강두용(2005)는 자산가격 상승에 따라 소비성향이 증가되는 현상이 나타날 가능성이 높다 고 주장하였다.
자산의 불확실성 또는 나아가 경제 불확실성이 커지면서 소비를 축소할 수 있다는 요 인으로 볼 수 있다. 실제 데이터 추이를 보면 이들 중 주가수익률 변동성은 2010년대 들어 크게 낮아진 반면, 부채비율과 전세가격지수는 가파른 상승세를 이어가고 있다. 따라서 부채비율과 전세가격의 빠른 상승세가 2010년대 소비성향을 위축시키는 주된 요인임을 확인할 수 있었다. 이상의 결과에 근거할 때, 기본적으로 가처분소득이 상승함에 따라 평균소비성향 은 하락하는 추세를 보인다. 그러나 2010년대 들어 가계 소비성향의 가파른 하락은 부채비율과 전세가격의 상승세에 크게 기인하는 것으로 가늠 할 수 있을 것이다. 물 론 소비성향의 하락에 반대로 작용하는 요인인 주가 변동성 완화 및 소득분배의 개선 등이 데이터 상에 나타나기는 하지만 앞선 소비성향 하락효과에 비해 아주 미미한 것 으로 판단된다. 왜냐하면 <부록 2>에서의 데이터 추이를 볼 때, 2010년대 들어 가처 분소득 추세는 글로벌 금융위기 시기를 제외하고는 꾸준한 상승세를 보이는 가운데 주가변동성의 완화가 크며 소득분배의 개선도 보이지만 부채비율과 전세가격지수의 상승세가 가파르게 나타나고 있다. 그렇지만 소비성향 하락세는 상당히 가파르게 진 행되고 있기 때문이다.
<표 4 .3> 추정결 과 1( , 에서 당기 설명변 수 사 용) (1 ) (2 ) (3 ) (4 ) (5 ) (6 ) (7 ) (8 ) (9 ) (1 0) (1 1) 기본 설명변 수 ln -0 .3 96 0 ** -0. 401 4 ** -0 .4 389 ** -0 .4 03 1 ** -0. 379 0 ** -0 .3 507 ** -0 .3 97 9 ** -0. 400 1 ** -0 .4 354 ** -0 .5 49 4 *** -0. 547 7 ** * ln 0. 07 16 구조 변수( ) ln -0. 012 0 거시 변수( ) ln _ 0. 11 75 ln 0. 00 85 1. 314 6 0. 03 86 * ln -0 .0 03 5 ln -0. 003 1 ln _ -0 .0 411 ** ln _ -0 .0 04 6 ln _ · -0. 000 4 ln _ · -0. 006 7 -0 .0 03 1 0. 000 1 -0 .0 009 0. 00 01 -0. 000 1 -0 .0 003 0. 00 00 0. 000 0 0. 00 01 0. 00 06 0. 000 6 2. 55 53 2. 536 5 2. 62 77 2. 53 49 2. 681 3 2. 71 66 2. 60 23 2. 595 1 2. 51 75 2. 63 76 2. 610 8 0. 12 98 0. 125 0 0. 1650 0. 12 51 0. 156 9 0. 1989 0. 13 28 0. 131 0 0. 2050 0. 22 60 0. 227 1 #o bs 53 53 53 53 53 53 53 53 53 46 46 주: 1) 추정식 은 식 (4 .5 ) 2) 각 계 수의 t-검 정은 Newy -West 이 분산 및 자 기상관 일 치 공분 산을 이용하 였다. 3) ***, **, * 는 계수가 각각 유의수준 1% , 5%, 10 %에서 유의적임을 나타내고 있다.
<표 4 .4> 추정결 과 2( , 에서 전기 설명변 수 사 용) (1 ) (2 ) (3 ) (4 ) (5 ) (6 ) (7 ) (8 ) (9 ) (1 0) (1 1) 기본 설명변 수 ln -0 .3 96 0 ** -0. 433 8 ** -0 .4 506 *** -0 .3 90 7 ** -0. 433 8 ** -0 .4 115 ** -0 .4 62 5 *** -0. 458 1 *** -0 .4 416 *** -0 .5 50 9 ** -0. 544 1 ** ln 0. 07 16 구조 변수( ) ln 0. 880 2 거시 변수( ) ln _ -0 .3 140 *** ln -0 .1 99 3 * 1. 449 4 0. 00 54 ln -0 .0 12 0 ** ln -0. 011 8 ** ln _ 0. 01 67 ln _ 0. 00 90 ln _ · 0. 018 9 ln _ · 0. 002 6 -0 .0 03 1 -0. 002 6 0. 00 15 0. 00 06 0. 000 2 0. 00 01 0. 00 02 0. 000 2 -0 .0 003 0. 00 07 0. 000 8 2. 55 53 2. 709 4 2. 72 73 2. 55 18 2. 614 8 2. 55 65 2. 49 31 2. 495 5 2. 71 08 2. 57 42 2. 623 2 0. 12 98 0. 187 0 0. 2197 0. 15 67 0. 163 8 0. 1265 0. 21 44 0. 211 1 0. 1774 0. 22 06 0. 228 4 #o bs 53 52 49 53 53 53 53 53 52 46 46 주: 1) 추정식 은 식 (4 .5 ) 2) 각 계 수의 t-검 정은 Newy -West 이 분산 및 자 기상관 일 치 공분 산을 이용하 였다. 3) ***, **, * 는 계수가 각각 유의수준 1% , 5%, 10 %에서 유의적임을 나타내고 있다.
5. 결론
이상의 연구를 종합하여 정리하면 다음과 같이 요약할 수 있다. 먼저 한국의 2003-2016년간 소비성향은 2003년 77.9에서 2016년 70.9(2분기 현재) 로 크게 저하되었으며, 국내 소비의 경제성장에의 기여도 역시 같은 기간 절반이하로 크게 낮아졌다. 이는 가장 기초적인 경제의 체력이 저하되고 있다는 측면에서 보다 깊은 관심을 기울일 필요가 있다. 평균소비성향의 저하요인을 살펴본 실증분석 결과는 다음과 같다. 첫째, 평균소비성향 변화율의 구조분해 결과를 보면, 2003-2015년간 평균소비성향 저하의 주된 요인은 소득분위 간 소득분배의 구조적인 문제보다는 각 소득분위 내 평 균소비성향 저하효과가 지배적인 요인임을 확인할 수 있었다. 둘째, 최적화문제 기반 소비성향 결정모형결과 소비성향은 당기의 주가수익률이 상승하고 소득배분이 호전될 때와 유의적인 정(正)의 관계를 갖는다. 이는 자산효과가 나타나는 것을 볼 수 있으 며, 소득배분이 호전됨에 따라 소비의 순증가효과가 발생해서 평균소비성향이 증가한 다는 것을 의미한다. 또한, 동일한 소비성향 결정모형에서 전기 설명변수를 사용하는 경우, 평균소비성향은 부채비율, 전세가격, 주가수익률 변동성이 높아짐에 따라 유의 적으로 하락한다고 나타났다. 이는 원리금 상환 또는 전세대금 마련, 그리고 경제 내 불확실성에 대비하기 위한 예비적 동기의 저축과 관계된 효과로 판단된다. 이상을 종 합하면 소비성향 급락은 소득분위 간 구조적 변화보다는 경제적 변수의 변화에 따른 범 소득분위적인 것으로 판단된다. 이때, 기본적으로는 가처분 소득이 상승함에 따라 평균소비성향은 하락하며 이에 더하여 2010년대의 부채비율 및 전세가격의 가파른 상 승세가 평균소비성향 급락에 주된 요인으로 보인다. 이때 주가변동성이 완화되고 소 득분배가 개선된 것으로 나타나지만 앞서의 부정적 효과를 저지하기에는 부족한 것으 로 보인다. 이외에 소비성향을 설명하기 위해 사용한 변수들 중 유의미하게 분석되지는 않았 지만 시사점을 갖는 내용은 다음과 같다. 첫째, 저금리 상황에서 금리가 소비에 미치 는 효과는 유의적으로 나타나지 않았다. 그러나 최근 미국을 중심으로 금리상승이 예 상되기 때문에, 향후 금리인상으로 금리의 소비에 미치는 정(+)의 효과가 도래할 가능 성도 간과할 수는 없을 것이다. 둘째, 본 연구에서 고령화를 가늠하기 위한 지표로 가 구주의 평균연령 효과를 살펴보았지만 유의적이지 않았다. 이를 보다 엄밀히 분석하 기 위해서는 연령대별 패널 분석 등 추가적인 연구가 필요할 것으로 판단된다. 셋째, 일자리 불안정과 관련된 이직률 변수가 소비성향에 미치는 영향은 비유의적이었는데, 이는 데이터 자체의 표본대상의 잦은 변화와 비교적 짧은 표본 수에 주된 원인이 있 는 것으로 판단된다. 소비의 절대규모를 진작하여 경제활력을 찾기 위해서는 가처분 소득을 증가시키는 것이 기본 요건이다. 그러나 이같은 소득증가는 평균소비성향을 하락시키는 요인이 되므로, 부채문제 해결, 전세가격의 하향안정화, 그리고 경제 불확실성의 지속적 해소 노력이 함께 병행 되어야 할 것이다. 아울러 무엇보다도 소득분배의 개선은 소비여력 개선을 위해 가장 기본적인 전제조건이 될 것이다. 특히 미국 금리인상의 영향으로국내 금리가 상승하게 된다면 금융자산의 순보유자를 중심으로 정의 자산효과가 나타 날 수 있지만 막대한 가계대출이 있는 현재의 한국경제 상황에서는 부채효과가 이를 상쇄하고 넘어서 소비침체로 연결될 가능성이 크게 우려되므로 형평성에 맞추어 실질 가처분소득을 보전할 수 있는 경제정책적 대비가 마련되어야 할 것이다.
<부록 1>
A. 평균소비성향 １분위 ２분위 ３분위 ４분위 ５분위 ６분위 ７분위 ８분위 ９분위 10분위 2003 1.5439 1.0510 0.9471 0.8909 0.8268 0.7881 0.7589 0.7580 0.6854 0.6178 2004 1.5573 1.0580 0.9395 0.8758 0.8450 0.8108 0.7694 0.7188 0.6876 0.6254 2005 1.6148 1.0537 0.9576 0.9053 0.8341 0.8010 0.7560 0.7366 0.6948 0.6195 2006 1.5505 1.0481 0.9284 0.9029 0.8247 0.8077 0.7673 0.7269 0.7050 0.6152 2007 1.5605 1.0497 0.9384 0.8717 0.8104 0.8180 0.7382 0.7291 0.6837 0.6123 2008 1.6223 1.0459 0.9512 0.8883 0.8380 0.7697 0.7489 0.7296 0.6672 0.5864 2009 1.6625 0.9904 0.9311 0.8758 0.8156 0.8078 0.7522 0.7285 0.6996 0.6019 2010 1.5502 1.0053 0.9172 0.8720 0.8313 0.7963 0.7675 0.7450 0.7040 0.6118 2011 1.5466 1.0340 0.9293 0.8873 0.8502 0.7743 0.7785 0.7464 0.6899 0.5789 2012 1.4482 0.9866 0.8716 0.8425 0.7922 0.7767 0.7203 0.7345 0.6767 0.5728 2013 1.4095 0.9769 0.8702 0.8517 0.7585 0.7511 0.7583 0.6956 0.6605 0.5787 2014 1.2747 0.9223 0.8759 0.8238 0.7915 0.7722 0.7180 0.6976 0.6670 0.5804 2015 1.1494 0.9221 0.8556 0.8153 0.7566 0.7701 0.7000 0.7211 0.6479 0.5732 B. 소득비중 １분위 ２분위 ３분위 ４분위 ５분위 ６분위 ７분위 ８분위 ９분위 10분위 2003 0.0229 0.0464 0.0619 0.0741 0.0858 0.0987 0.1122 0.1283 0.1517 0.2181 2004 0.0230 0.0459 0.0605 0.0723 0.0851 0.0980 0.1120 0.1299 0.1531 0.2203 2005 0.0214 0.0442 0.0589 0.0724 0.0849 0.0984 0.1123 0.1293 0.1533 0.2247 2006 0.0213 0.0443 0.0589 0.0710 0.0843 0.0983 0.1131 0.1310 0.1543 0.2234 2007 0.0205 0.0432 0.0589 0.0717 0.0851 0.0977 0.1129 0.1298 0.1547 0.2255 2008 0.0204 0.0435 0.0582 0.0711 0.0840 0.0981 0.1123 0.1287 0.1564 0.2274 2009 0.0198 0.0439 0.0590 0.0719 0.0854 0.0979 0.1127 0.1297 0.1551 0.2246 2010 0.0214 0.0445 0.0612 0.0747 0.0858 0.0988 0.1126 0.1279 0.1528 0.2203 2011 0.0207 0.0445 0.0608 0.0750 0.0868 0.0993 0.1113 0.1279 0.1512 0.2224 2012 0.0217 0.0448 0.0617 0.0746 0.0863 0.0990 0.1117 0.1272 0.1509 0.2220 2013 0.0218 0.0447 0.0631 0.0755 0.0863 0.0986 0.1122 0.1289 0.1514 0.2175 2014 0.0232 0.0459 0.0620 0.0744 0.0868 0.0984 0.1113 0.1278 0.1520 0.2181 2015 0.0251 0.0467 0.0624 0.0754 0.0866 0.0989 0.1122 0.1259 0.1518 0.2150<부록 2-1>
평균소비성향() 가계가처분소득()
실질이자율( ) 가구주 연령( )
<부록 2-2>
주가수익률A() 주가수익률B()
주가변동성A() 주가변동성B()
참고문헌
강두용 (2005). <소비부진의 구조적 원인: 소득 양극화 및 분배구조 변화와 소비성향 의 하락>, 이슈페이퍼, 2005-186, 산업연구원. 고가영 (2014). 1인 가구 증가 소비지형도 바꾼다, <LG Business Insight>, 2014-10, 8-16. 김군수, 김희연, 신기동, 최창옥 (2013). 중고령층 소비둔화의 원인과 대책, 이슈진단, No. 98, 경기개발연구원. 김기호 (2009). 가구패널자료 접속을 통한 가계의 유동성제약 변화 연구, <working paper>, 401, 한국은행 금융경제연구원. 김병화, 문소상 (2001). 주가와 소비의 관계분석, <경제분석>, 7(1), 26-56. 박강우, 서영선 (2014). 소비반응의 비대칭성과 유동성제약, <경제학연구>, 63(3), 35-70. 박아련 (2014). <민간소비 부진의 6大원인 및 시사점>, 이슈페이퍼, FIP-2014-0004, 통권 제 203호, 전국경제인연합회. 배성종, 이상호 (2006). 소득분배구조 변화가 소비에 미치는 영향, <조사통계월보>, 2006-04, 23-56, 한국은행. 변양규 (2015). <민간소비 부진 현황과 시사점>, KERI Brief 15-10, 한국경제연구원. 안주엽, 이우헌 (1999). 한국의 가계소비 패널자료와 항상소득가설, <계량경제학보>, 10(2), 49-68. 엄영호, 지현준, 장운욱 (2008). 변동성지수의 미래예측력에 대한 연구, <금융연구>, 22(3), 1-33. 유경원 (2009). 가계부채 문제에 관한 분석 : 미시자료를 중심으로, <경제분석>, 15(4), 1-32. 유경원, 이혜은 (2010). <우리나라 가계 금융자산 축적 부진의 원인과 시사점>, 연구 보고서 2010-1, 보험연구원. 장민 (2004). 소득 및 자산가격 불확실성이 소비에 미치는 영향, <조사통계월보>, 2014-09, 23-50, 한국은행. 전철우, 장병화, 박형수 (2002). 부의 변화 및 금리변동이 소비에 미치는 영향, <경제 발전연구>, 8(1), 75-97. 주원, 김천구 (2016). <평균소비성향 변동의 기여요인 분해와 시사점>, 경제주평, 16-18, 현대경제연구원. 차은영 (2000). 유동성제약과 항상소득가설: Micro Data 분석, <경제학연구>, 48(1), 35-62. 최규권 (2005). 가계와 기업의 성장양극화현상-현황․원인․대책-, <한국은행 보도자 료>, 2005년 1월 20일, 한국은행. 최요철, 김은영 (2007). 가계소비의 자산효과 분석과 시사점, <조사통계월보>, 2007-10, 23-53. 최정수, 박소현 (2004). <외환위기 전․후의 소비패턴 변화 및 소비부진 원인 분석>, 경제이슈 분석자료, 통계청.한상완, 김민정 (2013). <평균소비성향에 영향을 미치는 주된 요인과 시사점>, 경제주 평, 13-44, 현대경제연구원.
한상완, 최성근(2014). <소득계층별 소비여력과 시사점 - 고소득층 지갑 열면 일자리 가 늘어난다>, 경제주평, 1-12, 현대경제연구원.
Allen, D. and Ndkumana, L. (1999). Income Inequality and Minimum Consumption; Implications for Growth, Federal Reserve Bank of St. Louis, Working Paper 1999-103A.
Beznoska M. and Ochmannz, R. (2012). Liquidity Constraints and the Permanent Income Hypothesis : Pseudo Panel Estimation with German Consumption Survey Data, Discussion Papers, 1231, DIW Berlin.
Blinder, A. (1975). Distribution Effects and the Aggregate Consumption Function, The Journal of Political Economy, 83(3), 447-475
Brown, C. (2004). Does Income Distribution Matter for Effective Demand? Evidence from the United States, Review of Political Economy, 16(3), 291-307. Carroll, C. D. (2000). 'Risky Habits' and the Marginal Propensity to Consume Out
of Permanent Income, or, How Much Would a Permanent Tax Cut Boost Japanese Consumption?, NBER Working Paper, No. 7839.
Carroll, C. D. (2001). A Theory of the Consumption Function, With and Without Liquidity Constraints, Journal of Economic Perspectives, 15(3), 23–45. Carroll, C. D., Kimball, M. S. (1996). On the Concavity of the Consumption Function,
Econometrica, 64(4), 981–992.
Carroll, C. D., Kimball, M. S. (2001). Liquidity Constraints and Precautionary Saving, NBER Working Paper, No. 8496.
Chah, E. Y., Ramey, V. A., and Starr, R. M. (1995). Liquidity Constraints and Intertemporal Consumer Optimization: Theory and Evidence from Durable Goods, Journal of Money, Credit and Banking, 27(1), 272-287. Dejuan, J. P. and Seater, J. J. (1999). The Permanent Income Hypothesis: Evidence
from the Consumer Expenditure Survey, Journal of Monetary Economics, 43, 351-376.
Dejuan, J. P., Seater, J. J. and Wirjanto, T. S. (2010). Testing the Stochastic Implications of the Permanent Income Hypothesis Using Canadian Provincial Data, Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 72(1), 89-108.
Drakos, K. (2002). Myopia, Liquidity Constraints, and Aggregate Consumption: The Case of Greece, Journal of Economic Development, 271(1), 97-105.
Fagerberg, J. (2000). Technological Progress, Structural Change and Productivity Growth: A Comparative Study, Structural Change and Economic Dynamics, 11, 393- 411.
Friedman, Milton A. (1957). A Theory of the Consumption Function, Princeton University Press.
