가계소비행태와 유동성 제약 -

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연구 09－13

가계소비행태와 유동성 제약

- 최근의 경제 충격을 중심으로 -

설 윤

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가계소비행태와 유동성 제약

- 최근의 경제 충격을 중심으로 -

1판1쇄 인쇄/ 2009년 8월 3일 1판1쇄 발행/ 2009년 8월 7일

발행처/ 한국경제연구원 발행인/ 김영용 편집인/ 김영용 등록번호/ 제318-1982-000003호

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발 간 사

소비는 국내총생산(GDP)의 절반 이상을 차지한다. 최근에는 소비 변동성의 GDP변동성에 대한 영향력이 증가하고 있으므로 소비 향 방이 국가경제 전체에 미치는 영향도 커지고 있다. 또한 최근의 경 제 위기와 맞물려 가계소비에 대한 관심이 증대되고 있다. 이러한 관점에서 우리나라가 겪었던 과거의 외환위기와 신용카드 대란을 고려한 가계소비에 대한 분석이 필요하다. 본 연구는 우리나라 가계 의 미시자료를 이용하여 소비의 대표적인 이론인 항상소득가설에 대한 검정을 외환위기와 신용카드 대란 두 차례의 경제 충격을 고려 하여 분석하였다.

소비는 경제학에서 가장 오랫동안 연구되고 있는 분야 가운데 하 나로 최근까지도 다양한 이론과 실증분석을 통한 연구가 꾸준히 진 행되고 있다. 항상소득가설은 최적소비이론의 바탕 아래 합리적 기 대를 가진 소비자는 예상된 소득변화에 대해 소비를 반응하지 않는 다는 것이다. 이러한 합리적 기대와 항상소득가설에 대한 이해도는 재정정책의 최적효과에 대한 시의 적절성, 경기변동의 원인과 확장, 경제성장률에 대한 소득변동의 효과 등의 중요한 이슈들에 대해 상 당히 큰 역할을 한다. 따라서 다양한 방법론과 경제 상황에 기초한 연구들은 지속적으로 필요하다.

하지만 현실적으로 실증분석을 통하여 나타난 결과들이 항상소득 가설을 언제나 지지하는 것은 아니다. 최근의 실증분석 연구들은 가 계 혹은 소비자가 소득변화를 예상할 수 있는가에 대한 외생적 소득

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변화의 관찰에 초점을 둔다. 이러한 배경 아래 예상할 수 있는 크고 정기적인 소득변화에 대해서는 소비가 반응하지 않는다는 결론을 도출한 연구들과 반대로 작고 비정기적인 소득변화에 대해서는 소 비가 반응한다는 결과를 제시한 연구들로 분류할 수 있다.

따라서 본 연구는 이러한 최근의 외국 문헌들을 바탕으로 하여 우리나라 가계의 미시자료를 이용한 실증분석을 통하여 소비행위를 분석하였다. 본 연구는 항상소득가설에 대한 검정을 통하여 소비의 초과민감성의 존재 여부가 유동성 제약 등의 기존의 타당한 이론들 과 부합하는지를 파악하고, 경제 충격과 맞물려 소비자의 소비행태 를 면밀히 연구하였다. 본 연구는 기존의 국내 연구들과는 다르게 모형의 추정방법의 설득력을 높이고 모형의 설명력을 개선했다는 데 의의가 있다. 또한 경제 충격의 여파가 상이한 소득수준과 소득 위험을 가진 가구들의 소비행태에 대한 변화를 발견하고 그와 관련 된 정책적 의견도 제시하였다.

본 연구를 수행한 본원의 설윤 박사를 비롯하여 세미나에 토론자 로 참석하여 좋은 의견을 주신 한국개발연구원의 허석균 박사와 본 원의 다른 연구위원들께 감사드린다. 또한 보고서 전반에 걸쳐 많은 조언을 주신 허찬국, 조경엽 선임연구위원, 그리고 이인권 연구조정 실장, 자료수집과 정리를 맡아준 문화련 연구조원에게도 감사를 표 한다. 마지막으로 본 보고서의 내용은 저자의 개인적 견해로서 한국 경제연구원의 공식적인 견해를 나타내는 것은 아님을 밝혀둔다.

2009년 8월 한국경제연구원 원장 김영용

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목 차

요 약··· 9

제1장 서 론 ··· 13

제2장 자 료 ··· 21

1. 가계조사 ··· 23

2. 자료의 그룹 분할 ··· 26

제3장 모 형 ··· 29

1. 소비모형 ··· 31

2. 계량분석모형 ··· 34

제4장 실증분석 ··· 39

1. 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응 ··· 41

2. 유동성 제약과 예비적 저축 ··· 45

(1) 양(+)과 음(-)의 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응 ··· 46 (2) 상･하위 유동자산 가구에 대한 분할검정 ··· 48 (3) 고소득가구와 저소득가구에 대한 분할검정 ··· 50 (4) 젊은 세대와 노인 세대 가구에 대한 분할검정 ··· 51 3. 외환위기 이후와 신용카드 대란 전후의 소비행태 변화 ··· 53

(1) 구간별 분할검정 ··· 53 (2) 경제 충격이 가구의 유동성 제약에 영향을 미치는가? ··· 58 4. 소비 구성요소에 대한 분석 ··· 61

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목 차

5. 기존 이론과의 연계성과 시사점 ··· 65

(1) 분기별 자료를 이용한 예상된 소득에 대한 소비의 반응 ··· 65 (2) 분기별 자료를 이용한 유동성 제약에 대한 검정 ··· 68 제5장 결 론 ··· 73

부 록··· 79

참고문헌··· 90

영문초록··· 93

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표 목차

표 1. 그룹 간 소비와 소득증가율의 비교 ··· 27

표 2. 기본 통계량 ··· 28

표 3. 전체 그룹의 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응 ··· 42

표 3-1. 그룹 (1)의 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응 ··· 43 표 3-2. 그룹 (2)의 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응 ··· 43 표 4. 양⁽⁺⁾과 음^(-)의 소득변화에 대한 소비의 반응 ··· 48 표 5. 상･하위 유동자산 가구 분할검정 ··· 50

표 6. 고소득가구와 저소득가구 분할검정 ··· 51

표 7. 젊은 세대와 노인 세대 가구 그룹의 분할검정 ··· 52

표 8. 실질 GDP 성장률과 민간소비 증가율 ··· 54

표 9. 전체 그룹의 구간별 분할검정 ··· 55

표 9-1. 그룹 (1)의 구간별 분할검정 ··· 56 표 9-2. 그룹 (2)의 구간별 분할검정 ··· 57 표 10. 경제 충격 전후의 상･하위 소득가구 분할검정 ··· 58

표 11. 경제 충격 전후의 상･하위 유동자산 가구 분할검정 ··· 59

표 12. 전체 그룹의 소비요소에 대한 검정 ··· 63

표 12-1. 그룹 (1)의 소비요소에 대한 검정 ··· 63 표 12-2. 그룹 (2)의 소비요소에 대한 검정 ··· 64 표 13. 전체 그룹의 분기별 자료를 이용한 예상된 소득변화에 대한 소비 반응 ··· 66

표 13-1. 그룹 (1)의 분기별 자료를 이용한 예상된 소득변화에 대한 소비 반응 ··· 67

표 13-2. 그룹 (2)의 분기별 자료를 이용한 예상된 소득변화에 대한 소비 반응 ··· 67

표 14. 분기별 자료를 이용한 양⁽⁺⁾과 음^(-)의 소득변화에 대한 소비의 반응 ··· 68

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표 목차

표 15. 분기별 자료를 이용한 상･하위 유동자산 가구의 분할검정 ···· 69 표 16. 분기별 자료를 이용한 고･저소득가구의 분할검정 ··· 70 표 17. 분기별 자료를 이용한 젊은 세대와

노인 세대 가구의 분할검정 ··· 70 표 18. 전체 그룹의 분기별 자료를 이용한 분할검정 ··· 71 표 18-1. 그룹 (1)의 분기별 자료를 이용한 분할검정 ··· 72 표 18-2. 그룹 (2)의 분기별 자료를 이용한 분할검정 ··· 72

부표 1. 월별 자료의 연도별 관측값과 가구수 ··· 82 부표 2. 분기별 자료의 연도별 관측값과 가구수 ··· 83 부표 3. 소득증가율과 구간별 더미들의 상호작용의 기울기 ··· 85 부표 4. 하위 유동자산 가구의 소득증가율과

구간별 더미들의 상호작용의 기울기 ··· 86 부표 5. 저소득가구의 소득증가율과

구간별 더미들의 상호작용의 기울기 ··· 88 부표 6. 젊은 세대 가구의 소득증가율과

구간별 더미들의 상호작용의 기울기 ··· 89

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요 약

본 연구는 통계청에서 발표되는 미시자료인 가계조사를 이용하여 소비의 대표적인 이론인 항상소득가설(Permanent Income Hypothesis) 혹은 생애주기가설(Life Cycle Hypothesis)을 실증분석을 통하여 검정하 였다. 특히 가구주의 소득수준과 직업의 안정성에 따른 가구 분류에 따라 과거의 외환위기와 신용카드 대란과 같은 거시경제의 충격과 관련된 소비행태의 변화를 살펴보았다.

항상소득가설에 대한 최근의 실증분석 논문들은 가구 혹은 소비 자가 소득변화를 예상할 수 있는가에 대한 외생적 소득변화의 관찰 에 초점을 둔다. 하지만 최근의 국내 문헌들은 예상할 수 있는 소득 변화에 대한 직접적인 외생적인 정보를 구하려는 시도보다는 도구 변수를 이용하여 검정하였다. 본 연구에서는 가구주의 분류 중 정규 직인 임금근로자만을 고려하여 분석하였다. 이러한 정규직 임금근 로자의 급여소득은 근로계약에서 보는 바와 같이 주어진 연도 안에 서 예상할 수 있는 소득변화이다.

실증분석 결과는 전체 표본기간과 전체 그룹에 대하여 항상소득 가설을 기각할 수 없음을 보였다. 이는 예상된 소득변화에 대한 소 비가 반응하여 소비의 초과민감성이 존재하는 것을 의미한다. 하지 만 다양한 실증분석을 통하여 살펴본 결과 유동성 제약이 소비의 초 과민감성의 일반적인 원인이라는 사실을 발견하지 못하였다. 그러 나 비내구재 소비지출을 구성하는 소비요소에 대한 추정을 통하여

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실증분석 결과가 준합리성(near rationality)의 이론과 부합하는 것을 확인하였다.

과거 두 번의 경제 충격을 고려한 표본 분할결과는 소비의 초과민 감성이 경기 전반적인 상황에 따라 상이한 두 그룹에 대하여 다르게 발생함을 발견했다. 상대적으로 직업의 안전성과 소득수준이 높은 그룹 즉, 그룹 (1)만을 고려한 실증분석은 외환위기 이후인 1999년부 터 신용카드 대란을 포함한 2004년까지의 기간 동안 예상된 소득변 화에 대한 소비의 반응이 통계적으로 유의하지 않음을 보여주었다. 즉, 경제가 호경기였을 때는 상이한 두 그룹이 비슷한 소비행태를 보 였으나 경제 충격으로 인하여 경기가 하강되었을 때는 그룹 (1)이 소 비계획에 보다 합리적인 의사결정을 취하는 것으로 나타났다.

이러한 주장을 뒷받침할 만한 또 다른 실증분석의 증거는 외환위 기의 직후인 1998년의 상위 소득가구와 하위 소득가구에 대한 분할 검정을 통하여 나타난 결과이다. 하위 소득가구는 예상된 소득변화 에 대해 소비가 반응하지만 상위 소득가구에 대해서는 소비가 반응 하지 않는 것으로 나타났다. 하지만 1998년과 1999년의 상위 유동자 산과 하위 유동자산 가구로 분할한 결과는 유동성 제약의 증거를 찾 지 못하였다. 또한 신용카드 대란의 2003년과 2004년의 두 해 동안 의 비교분석은 두 그룹 모두 소비의 초과민감성이 존재하는 것으로 나타났고, 초과민감성이 유동성 제약과는 관련이 없는 것으로 나타 났다.

결론적으로 본 연구의 실증분석 결과가 의미하는 바는 항상소득 가설 위반 시 나타나는 소비의 초과민감성을 설명할 수 있는 이론으 로 유동성 제약이 주요 원인이 아니라는 것이다. 하지만 가구에 유 동성 제약이 존재하지 않는다 할지라도 가구들의 소비평탄화를 유

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지하기 위한 노력은 가구들이 얻는 후생보다 후생을 위한 비용이 큰 경우에는 실패할 수 있다. 또한 가구의 소득수준과 소득위험에 따라 소비행태가 달라질 수 있으나 일반적으로 경기가 안정적이거나 상 승기였을 때 대부분의 가구들은 소비의 최적경로를 유지하기 위한 노력을 할 유인이 작다. 하지만 외환위기와 같은 경제 충격 후 상대 적으로 소득수준이 높고 소득위험이 작은 가구들이 소비평탄화를 유지할 유인이 큰 것으로 해석할 수 있다. 또한 외환위기와 신용카 드 대란 후의 비교분석을 통하여 거시충격으로 인한 경기하강 시의 하위 소득가구 소비의 초과민감성의 존재를 유동성 제약으로 설명 할 수 없었다. 따라서, 이러한 기간 동안 저소득가구 혹은 하위 유 동자산 가구에 대한 금융시장 접근을 수월하게 하기 위한 유동성 완 화정책의 실효성이 의문시된다.

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제1장 서 론

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본 연구는 통계청에서 발표되는 미시자료인 가계조사¹⁾를 이용하 여 소비의 대표적인 이론인 항상소득가설(Permanent Income Hypothesis) 혹은 생애주기가설(Life Cycle Hypothesis)을 실증분석을 통하여 검정하 여 보고, 가설의 성립 여부에 따라 다양한 분석을 도입하여 타당한 이론적 근거들을 제시한다. 특히 소득수준과 직업의 안정성에 따른 가구 분류에 따라 과거의 외환위기와 신용카드 대란과 같은 거시경 제의 충격과 관련된 소비행태의 변화를 살펴보고자 한다.

소비는 경제학에서 가장 오랫동안 연구되고 있는 분야 가운데 하 나로 최근까지도 다양한 이론과 실증분석을 통한 연구가 꾸준히 진 행되고 있다. 소비는 GDP의 50% 이상을 차지하고 있고 최근에는 소 비변동성이 GDP변동성에 대한 영향력이 증가하고 있으므로 소비향 방이 경제 전체에 미치는 영향이 커지고 있는 상황이다. 소비이론은 Friedman 이래로 끊임없이 발전해 왔으며 Hall(1978)은 Friedman의 항상소득가설을 기초로 합리적 기대와 시간분리형 효용(time-additive utility)을 가정한 임의보행가설(Random Walk Hypothesis)을 주장하였다. 항상소득가설은 최적소비이론의 바탕 아래 합리적 기대를 가진 소비 자는 예상된 소득의 변화에 대해 소비를 반응하지 않는다는 것이다. 하지만 현실에서 실증분석 결과들이 이론적 가설을 언제나 지지하는 것은 아니며, 항상소득가설의 위반 시 발생하는 소비의 반응을 소비 의 초과민감성이라고 한다. 이러한 합리적 기대와 항상소득가설에 대한 이해도는 재정정책의 최적효과에 대한 시의 적절성, 경기변동의 원인과 확장, 경제성장률에 대한 소득변동의 효과 등의 중요한 이슈 에 대해 상당히 중요한 역할을 하며 다양한 방법론에 기초한 실증분

1) 우리나라의 대표적인 미시 가계조사로 2002년까지는 ‘도시가계조사’로 불리다 2003년부터는 명칭이 ‘가계조사’로 바뀌었다.

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석은 지속적으로 필요하다.

Hall(1978)의 영향력 있는 연구 이래로 수많은 실증분석 연구들이

다양한 결과를 설명하고 있다. 항상소득가설에 대한 최근의 실증분 석 논문들은 가구 혹은 소비자가 소득변화를 예상할 수 있다는 항상 소득에 대한 정보를 바탕으로 한 외생적 소득변화의 관찰에 초점을 둔다. 대부분의 미시자료를 이용한 항상소득가설에 대한 실증분석 들은 혼합된 실증분석 결과를 제공하고 있다. 본 연구에서 소개하고 자 하는 문헌들은 크게 두 관점에서 예상할 수 있는 크고 정기적인 소득변화에 대해서는 소비가 반응하지 않는다는 주장의 연구들과 반대로 예상할 수 있는 작고 비정기적인 소득변화에 대해서는 소비 가 반응한다는 결과를 제시한 연구들로 분류할 수 있다.

Browning and Collado(2001)는 1985_∼1995년 동안의 스페인 가구 자료를 이용하여 계절별 보너스를 받는 가구와 받지 않은 가구 사이 의 소비의 차이가 크지 않다는 것을 발견하였다. Hsieh(2003)는 알래 스카 가구 소비지출이 알래스카 영구자금(Alaska permanent fund)의 정 기적인 지급액에 대해 영향을 받지 않는다는 것을 보였다. 하지만 동일한 가구들이 소득세 환원에 대해서는 소비가 반응하고 있음을 비교하였다. 따라서 이러한 연구들은 예상할 수 있고 정기적이며 규 모가 큰 소득변화가 소비에 영향을 주지 않는다는 공통된 결론을 도 출하였다.

다른 한편으로 Shea(1995)의 연구는 Panel Study of Income Dynamics(PSID)²⁾자료를 바탕으로 임금소득을 예상할 수 있는 노조 계약을 이용하여 예상된 소득변화가 음식비 지출에 영향을 주는 것

2) PSID는 1968년부터 시작된 대표가구 5,000여 개인 미국의 대표적인 노동 패널자 료이다.

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을 보였다. Shapiro and Slemrod(1995)는 소비자조사를 통하여 대부 분의 가계가 세금을 원천징수하는 세법의 변화가 있을 때 적게 지불 되는 세액만큼 소비하려는 계획이 있다고 응답하였다. 하지만 이러 한 소비가 유동성 제약과는 관련이 없다고 주장하였다.

Souleles(1999)는 Consumer Expenditure Survey(CEX)³⁾ 자료에 바 탕을 둔 소득세 환급으로 인하여 생긴 예상할 수 있는 소득변화로부 터 소비가 반응하는 것을 보였다. Parker(1999)는 CEX를 이용하여 사회보장세(social security tax)로 인하여 생긴 예상된 소득변화가 소비 에 영향을 주는 것을 보였다. Stephens(2003)는 사회보장 수혜자의 소비지출이 사회보장수표(social security checks)의 도착 후 며칠 동안 비정상적으로 크게 반응하는 경향이 있음을 발견하였다. 따라서 세 금 환급과 같은 예상되는 비정기적이며 작은 소득변화에 대해서는 초과민감성이 존재한다는 것이 이러한 연구들의 공통된 주장이다. 국내 문헌으로는 김준경(1995)이 유동성 제약하의 소비의 오일러 방정식을 추정하였고, 모든 형태별 소비지출에 있어 한국이 미국･일 본에 비해 유동성 제약이 많고, 3개국 모두 비내구재의 소비보다 내 구재 소비 결정 시 유동성 제약의 영향이 크다는 것을 보였다. 차은 영(2002)은 PSID가 가지고 있는 소비를 대표하는 음식비의 약점을 보완하여 한국가구패널조사(KHPS) 자료를 이용하여 항상소득가설에 대한 실증적 분석을 실시하였다. 오일러 방정식을 이용한 실증분석 의 결과, 음식비의 경우 소득이 유의하지 않지만 비내구재 지출의 경우는 유의함을 보였다. 남광희(2002)는 외환위기 이후의 민간소비 현상에 대해 장기적인 균형관계의 관점에서 소비와 소득 간의 공적

3) CEX는 미국의 대표적인 가구소비조사이며, 자료는 분기로 구성되어 있고 해마다 표본이 바뀌는 방식을 취하고 있다.

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분 관계를 이용하여 최근 소비수준의 적정 정도와 소비함수를 추정 하고, 유동성 제약이 완화되어 합리적 소비행위가 이전보다 가능해 졌음을 주장하였다.

남주하･이수희･김상봉⁽²⁰⁰⁴⁾은 도시가계조사 자료를 이용하여 코 호트효과(cohort effect)를 제거한 후 소비와 소득이 생애주기가설을 따른다고 보았다. 허석균(2005)은 가구소비 실태조사의 횡단면 자료 를 통해 자본시장의 불완전성과 가구별 특성이 가구의 소비결정에 미치는 영향에 대해 분석하고, 가구소비와 밀접한 관련이 있다는 사 실을 확인하였다. 유동성 제약의 완화가 자본시장에 대한 개별 가구 의 접근성을 용이하게 하면서 인적자본의 격차에 의한 불평등요인 을 증대시키며, 청･장년 가구주가 이끄는 가구의 경우 소비의 불균 등도를 심화시킨다고 주장하였다.

하지만 최근의 국내 문헌들은 예상할 수 있는 소득변화의 직접적인 외생적인 정보를 구하려는 시도보다는 도구변수(instrument variables)를 이용하여 검정하였다. 이러한 도구변수의 이용은 상대적으로 추정방 법의 설득력이 떨어지는 것이 사실이다. 본 연구에서는 가구주의 분 류 중 정규직 임금근로자만을 표본으로 고려하였다. 이러한 가구주의 범주 안에서 소득변수로 이용하고자 하는 가구주 급여소득은 정규직 인 임금근로자의 경우 근로계약에서 보이는 바와 같이 주어진 연도 안에서 예상할 수 있는 소득이다. 따라서 우리나라 미시자료를 바탕 으로 외생적 소득변화를 이용한 항상소득가설에 대한 검정의 시도는 기존의 연구들과는 새롭게 공헌되는 부분이라 하겠다.

이러한 매월 정기적으로 지급되는 가구주의 급여소득의 변화를 이용한 실증분석 결과로부터 소비의 초과민감성이 존재하는 것으로 나타났다. 소비의 초과민감성은 어떤 가구들이 일생의 소비평탄화

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(consumption smoothing)를 위반하는 제약이 존재할 때 발생할 수 있 다. 이러한 유동성 제약은 초과민감성을 설명하는 일반적인 이론이 다. 본 연구에서는 다양한 실증분석을 통하여 유동성 제약의 존재 여부를 살펴본 결과 유동성 제약이 소비의 초과민감성의 주요 원인 이 아님을 발견했다.

본 연구에서 이용된 표본은 과거 두 차례의 경제 충격인 외환위 기와 신용카드 대란의 기간을 포함한다. 이러한 경제 충격들은 근로 자의 임금소득에 상당한 변화를 끼치고, 이러한 변화는 가구의 소비 행위의 변화를 가져왔다. 따라서 경제 충격이 존재할 경우 소비행위 에 대한 변화를 예상할 수 있으며, 특히 가구주의 소득수준뿐만 아 니라 소득위험을 고려한 가구 분류에 따른 분석은 흥미로운 시도가 될 것이다. 실증분석 결과 두 개의 상이한 그룹의 소득에 대한 소비 의 반응이 거시경제 충격을 고려한 구간에 따라 다르게 발생됨을 발 견했다.

기존의 실증분석들 중 총량적 자료(aggregate data)인 시계열 자료를 이용한 분석은 전 생애에 대한 항상소득에 대한 도구변수들을 이용 하여 분석한다. 반면에 횡단면 자료를 이용한 분석은 가구별 특성변 수들과 같은 정보들을 이용할 수 있다. 하지만 최근에는 미시자료에 대한 접근의 용이성으로 인해 총량적 자료를 이용한 것보다 미시자 료에 바탕을 둔 연구들이 주를 이루고 있다. 이러한 미시자료를 이 용한 분석들은 기존의 거시적 총량적 자료를 이용한 약점들을 보완 하였다. 예를 들어 가계의 선호를 제어할 수 있는 가구별 특성변수 등을 모델 안에서 고려할 수 있다는 장점이 있다. 대부분의 연구에 서 이용된 분기별보다 가구당 높은 빈도수를 나타내는 월별 자료를 이용한 본 연구는 기존의 실증분석 연구들과 비교하여 새로운 결과

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를 제시한다. 즉, 한 모형 안에서 소비의 초과민감성에 대한 검정과 습관적 형태(habit formation)에 대한 분석을 가능하게 하였다. 이러한 습관적 형태를 고려한 결과 소비에 상당히 유의한 음(-)의 습관적 형 태가 존재함을 발견했고, 기존의 모형과는 달리 모형의 설명력이 상 당히 개선되는 것으로 나타났다.

본 연구의 순서는 다음과 같이 구성되었다. 제2장에서는 실증분 석에 이용한 가계조사와 표본의 분할에 대해 설명한다. 소비의 로그 선형화된 최적소비모형을 소개하고 수식적 도출을 설명한다. 제3장 에서는 소비모형과 계량분석모형을 묘사하였다. 제4장은 실증분석 의 결과로 구성되어 있다. 소비의 초과민감성에 대한 검정, 유동성 제약에 대한 검정과 두 차례의 경제 충격에 대한 소비의 반응 등을 설명한다. 마지막으로 제5장은 결론이다.

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제2장 자 료

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1. 가계조사

본 연구에서 이용된 자료는 통계청에서 실시하고 있는 가계조사 이다. 가계조사는 소비와 소득에 관한 우리나라의 대표적인 가계조 사로 미국의 CEX와 유사한 조사내용을 담고 있다. 가계조사는 가구 의 특성변수, 소득변수, 그리고 소비변수로 구성되어 있다. 소득변 수는 총소득, 임금소득, 배우자의 소득, 재산소득 등의 정보를, 소비 는 음식비, 주거비, 오락비, 피복비 등 비내구재 지출을 구성하는 항 목과 내구재 소비 지출, 교육비 등 주요 가계지출변수를 포함하고 있다. 또한 가구주의 나이, 직업에 대한 분류와 산업, 교육 정도 등 가구주와 가구구성원의 특징을 설명하고 있는 변수 또한 조사대상 이다.

이용된 자료의 범위는 1994년부터 2007년까지이다. 이러한 표본 의 범위는 5년마다 표본이 바뀌는 자료의 특성과 최근의 자료를 중 심으로 분석기간을 결정하였다. 분석대상인 표본은 세 개의 웨이브 (wave)로 구성되어 있는데, 첫 번째는 1994_∼1997년,⁴⁾ 두 번째는 1998_∼2002년, 마지막은 2003_∼2007년이다. 가구 구분이라는 변수 로부터 자료는 크게 가구주에 따라 임금근로자와 자영업자로 나뉘 어져 있다. 본 연구에서 분석하고자 하는 표본의 대상은 임금근로자 로만 국한하였으며, 임금근로자는 가구주의 직업에 따라 공무원(1), 공무원 외 사무종사자(2), 기능공 및 상용노무자(3), 임시 및 일용노

4) 하지만 1993년 자료는 표본이 중복되는 과정에서 12개월 총조사된 가구수가 많이 누락되어 분석대상에서 제외하였다.

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무자(4) 등 4개의 범주로 구분된다. 여기서 그룹 (1)_∼(3)에 해당되 는 그룹들은 흔히 정규직 임금근로자로 볼 수 있다. 본 연구에서 소 득변수로 고려하고자 하는 가구주의 소득은 크게 급여소득과 상여 금으로 구성되어 있다. 급여소득⁵⁾은 매월 정기적으로 지급받는 금 액을 말하며, 보너스⁶⁾는 비정기적으로 지급받는 금액을 말한다. 따 라서 가구주가 그룹 (1)_∼(3)에 속해 있는 정규직 근로자들은 고용 혹은 근로계약을 통한 연봉계약을 함으로써 급여소득을 예상할 수 있다. 또한 보너스에 대한 항목도 상여금을 포함하여 체력단련비, 정근수당, 기말수당 등의 항목으로 구성되어 있기 때문에 근로자가 어느 정도 예상할 수 있는 소득부분이라 할 수 있으며, 주로 연말에 제공되는 상여금 또한 당해의 실적을 반영하여 지불되므로 과거의 경험으로 비추어 볼 때 충분히 예상할 수 있는 소득변화분이라 할 수 있다. 하지만 그룹 (4)의 비정규직 그룹은 고용상태가 불안하므 로 설령 가구주가 1년 동안 계속 고용된 상태일지라도 예상할 수 임 금소득의 변화분에 대하여 충분한 정보를 제공하기가 어렵기 때문 에 분석대상에서 제외하였다. 이러한 전체 그룹을 구성하는 세 그룹 의 임금근로자의 월별 임금소득의 변화분은 예상할 수 있으나 상당 히 큰 변화분이라 할 수 있다.

통계청의 가계조사는 가계부 기입조사 방식을 채택하며, 조사는 월별로 이루어지고 있다. 하지만 통계청의 자료 제공범위는 분기별 로만 구분할 수 있으며 월의 구분은 제공되지 않고 있다. 그러나 주

5) 근로계약, 근로협약 또는 사업체의 급여 규칙 등에 정해져 있는 지급액, 지급조건, 산정방법 등에 따라 지급되는 정기급여와 정상근로시간 이외의 근무로 인하여 추 가로 지급되는 초과급여를 말함.

6) 급여 지급규정에 관계없이 정기 또는 비정기적으로 근로자에게 지급되는 특별급 여임.

(25)

어진 연도 안에서 한 달의 결측값이 없는 12개의 관측값이 완전히 조사된 가구만을 분석대상으로 한정하는 경우 월의 구분을 할 수 있 다. 예를 들어 2003년 조사된 총 관측값은 약 8만9,000개이며, 결손 값과 임금노동자만을 고려한 그룹의 관측값은 4만443개이다. 이 중 에 12개월 동안 계속 조사된 가구들을 고려한 경우의 총 관측값은 1 만8,492개이며, 총 자료수를 구성하고 있는 가구수는 1,541가구이다. 연도별 총 관측값과 가구수에 대한 자세한 설명은 <부록>을 참조하 기 바란다.

1994_∼2007년까지의 총 관측값 25만5,168개에서 이상치(outliers)를 제거한 후 실증분석에 이용된 총 관측값은 22만2,625개이다. 이상치 를 제거하기 위한 기준은 소비와 소득증가율의 표준편차의 3배를 기준으로 결정하였다. 보다 자세한 설명은 <부록>에 언급되어 있다.

(26)

2. 자료의 그룹 분할

예비적 저축(precautionary saving)과 관련된 실증분석들을 살펴보면 예비적 저축을 결정할 때 모든 연구자가 직면하는 핵심적인 문제는 상당한 변이가 있는 위험에 대하여 어떠한 관찰가능하고 외생적인 정보를 확인하는 데 있다. 이러한 위험에 대한 측정으로 Caroll(1994) 과 Kazarosian(1994) 등의 연구들은 관찰된 소득과정으로부터 도출된 소득변수의 분산을 이용하였다. 소득분산을 이용할 경우 측정오차 (measurement error)는 각 경제주체가 계량경제학자들이 알지 못하는 것을 알고 있다는 가정에 따라 민감하게 달라질 수 있다는 약점이 있다. 또 다른 접근은 Kuehlwein(1991)과 Dynan(1993)의 연구에서 보 인 바와 같이 오일러 등식에서 소비의 분산을 가지고 위험에 대한 측정변수로 이용한 바 있다. 이러한 접근 또한 횡단면 간의 변이, 측정오차, 모형추정 시 사용된 소비측정에 대한 내구성 등이 문제될 수 있다.

본 연구는 그룹 간의 비교분석을 위하여 가구 구분 (1)의 공무원 그룹과 가구 구분 (2)와 (3)을 포함한 일반근로자의 그룹으로 분할하 였다[이하 공무원 그룹은 그룹 (1), 일반근로자 그룹은 그룹 (2)로 표 기함]. 전체 그룹과 두 개의 서브그룹에 대한 소득과 소비증가율의 표준편차에 대한 비교가 <표 1>에 있다. <표 1>에서 보이는 바와 같 이 비내구재 소비증가율의 표준편차는 0.329와 0.332로 그룹 간 차 이가 크지 않지만 급여소득 증가율의 표준편차는 0.173과 0.198로 두 그룹 간에 차이가 있음을 보이고 있다. 이와 같이 소득증가율의

(27)

표준편차를 위험의 측정에 대한 변수로 고려했을 때 그룹 (1)과 그룹 (2) 사이에는 그룹 간의 차별성이 있다고 할 수 있다. 또한 그룹 (1) 인 공무원 그룹은 상대적으로 그룹 내 동질성(homogeneity)이 강하며 직업군의 안전성이나 평균 급여의 우월성로부터 그룹 (2)보다는 위 험정도가 낮다고 볼 수 있다. 따라서 각기 다른 위험도에 직면해 있 는 두 그룹의 실증분석 결과의 비교는 흥미로운 시도가 될 것이다.

❙표 1. 그룹 간 소비와 소득증가율의 비교

구 분 전체 그룹 그룹 (1) 그룹 (2)

평균 표준편차 평균 표준편차 평균 표준편차

비내구재 소비

증가율 0.002 0.332 0.001 0.329 0.002 0.332

급여소득 증가율 0.004 0.195 0.011 0.173 0.003 0.198

총표본의 관측값과 가구수는 <표 2>에서 볼 수 있다. 보다 자세 한 각 연도에 대한 월별, 분기별 총 관측값과 가구수는 부록의 <부 표 1>과 <부표 2>에서 설명한다. 가구별 특성을 제외한 모든 변수 는 실질값이다. <표 2>는 전체 그룹과 각 그룹에 대한 분할 그룹에 대하여 주요 변수의 기본 통계량을 보여 준다. 관측값은 그룹 (1)이 3만2,323개로 14.5%, 그룹 (2)는 19만302개로 전체 표본의 85.5%를 설명하고 있다. 가구주의 평균 급여소득은 223만1천 원이며, 그룹 (1)의 값이 275만2천 원, 그룹 (2)의 값이 214만3천 원으로 두 그룹 의 차이가 크다. 가구주 외의 소득은 평균 22만6천 원으로 가구주 급여소득의 10% 정도를 설명하고 있으므로 본 연구에서 이용하는 가구주의 급여소득은 가구소득의 대표적인 임금소득이라 할 수 있 다. 소비변수인 비내구재 소비의 평균값은 176만5천원이며, 소득과

(28)

마찬가지로 그룹 (1)의 소비가 212만7천 원으로 그룹 (2)의 평균값 보다 높다. 비내구재 소비지출을 구성하는 소비요소 중에 가장 높은 지출은 음식비로 64만2천 원이며, 전체 비내구재 소비지출의 약 35.4%를 차지하고 있으며 이는 차은영(2002)의 KHPS를 이용한 평균 값⁷⁾과 크게 차이가 없다. 두 번째로 높은 소비지출은 개인비용으로 50만6천 원이다.

❙표 2. 기본 통계량

(단위: 천 원)

평균 표준편차 평균 표준편차 평균 표준편차

가구주

급여소득 2,231 1,043 2,752 874 2,143 1,044

가구주 보너스 501 959 993 818 417 957

가구주 외 소득 226 667 165 613 236 676

음식비 642 331 716 362 630 324

개인지출 506 503 661 621 479 475

교통･통신비 303 233 363 266 293 226

피복비 147 213 193 277 139 199

주거비 165 148 192 177 160 142

비내구재 소비 1,765 941 2,127 1,107 1,703 896

가구주 나이 41.9 9.6 43.3 8.3 41.7 9.7

가구원 수 3.7 1.1 3.8 1.1 3.7 1.1

관측값 222,625 32,323 190,302

주: 가구별 특성을 제외한 양적 변수는 실질 변수이며, 비내구재 소비는 음식비, 개 인지출, 교통･통신비, 피복비, 주거비의 합임.

7) 차은영(2002)은 KHPS의 1993년부터 1997년의 자료를 이용한 논문에서 음식비가 차지하는 비중이 40.1%임을 보이고 있다.

(29)

제 3장 모 형

(30)

(31)

1. 소비모형

본 장에서는 소비의 모형에 대해 소개한다. 다음의 모형은 Dynan(2000)의 논문에서 보인 로그 선형화(log-linearized)된 최적소비 모형에 근거하여 설명하고자 한다.

가계 i가 다음의 효용함수를 극대화하기 위해 현재의 소비지출을 선택한다고 하자.

_





_{  }



^ ^^^^^{   }^{ }^_

^

(1)

_는 시간 t에 가능한 모든 정보에 대한 조건부 기대를 나타내고,

_는 기간 t의 소비지출, _는 시간할인요소, 는 선호체계의 가구 별 특성과 시간별 더미변수들이다. 소비는 현재 소비지출과는 양의 관계가, 과거의 소비지출과는 음의 관계가 있다.

 _ _{ }

(2)

모수 는 습관적 형태의 강도를 측정한다.

따라서 가구의 최적문제에 대한 일차조건은 다음과 같다.

(32)

_^ _{  }

 _^{ }   _{   }  _{  }^_{  } (3)

여기서 _{ }는 기간 t와 기간 t+1 사이의 저축률, 그리고 _{ }는

현재 소비에 대한 한계효용이다. 왼쪽항의 조건이 의미하는 바는 기 간 t에서 소비지출 한 단위에 대한 순한계비용(net marginal cost)이 다. 오른편의 항은 기간 t+1에   _{  } 단위에 의한 증가하는 소 비지출의 순한계혜택(net marginal benefit)이다.

만약 T가 크고 이자율이 상수이면 (3)은 다음과 같은 축약 형태 (reduced form)가 된다.

_





_{ }

_

_{   }





 

(4)

이러한 등식은 다음과 같이 의미한다.

_{ }

_{  }

_{ }

  _{ }

(5)

_는 가계 i의 항상소득에 대한 기대오차를 의미한다. 가구들이 합리적 의사결정자들이면, _{  }_  이 성립한다.

효용함수가 다음과 같은 등탄력성(isoelastic) 형태를 가정하자.

(33)

_{ } _{ }  _ 

_{   }^{  }

(6)

이와 같은 경우에, 소비에 대한 효용의 일차미분, _ _{ }

^{ }^ 이 며, 조건 (5)는 다음과 같이 다시 배열할 수 있다.

_{ }

_{  }

_

 _{  }

_

^{ }  _

(7)

(34)

(7)을 로그를 취하고 ^_ 로 대체하기 위해 등식 (2)를 이용하여 다음과 같이 새로운 식을 생성한다.

∆_ _{  }  

  _{ }



∆_{ }  

 _{ } (8)

만약 효용함수가 시간분리형이면 등식 (8)은 고전적 형태인 소비 증가율은 시간할인율 요인, 실질 이자율. 선호충격, 그리고 예측오차 에 의존한다.

Dynan(2000)과 Muellbauer(1988)에 따르면 ∆_ _{ }을

∆_   ∆ _{  }로 근사치를 구하고 등식 (8)을 다시 쓰면 다음과 같이 정리할 수 있다.

∆_  _ _∆ _{ }  ^′∆_  _

(9)

또 여기에 소비의 초과민감성 검정을 위한 예상할 수 있는 소득 변화분을 모형에서 고려하면 다음과 같이 정리할 수 있다.

∆_  _ ∆_ _∆ _{ }  ^′∆_  _

(10)

여기서 __과 __은 상수이고, _는 오차항이다.

(35)

2. 계량분석모형

등식 (10)은 시간비분리 효용함수(time-nonseparable utility function)를 가진 최적소비모델(optimal consumption model)의 로그 선형화(log- linearized)된 모형에 바탕을 두고 있다. 따라서 계량분석모형을 다시 표현하면 다음과 같다.

it it it

it

it y c

c = β + γ _{− 1} + θ ′χ + ε (11)

여기서 각 변수에 대한 설명은 다음과 같다.

cit: 가구 i의 기간 t-1과 t 사이의 실질 비내구재 소비지출 증가 율

yit: 가구 i의 기간 t-1과 t 사이의 실질 가구주 급여소득 증가율 기간 t 이전 예측가능함.

β : 초과민감성을 의미하는 소득의 모수 γ : 1차 전기 소비증가율의 모수

θ ′: 미지수인 모수 벡터 θ 의 전치행렬

χit : 벡터 χit는 고정되어 있으며 상수항과 세 그룹으로 구성 εit : 잔차항

첫 번째 벡터 χ it 그룹은 선호체계를 제어할 수 있는 가구별 특성

(36)

을 나타내는 변수들로 구성할 수 있다. 기존 문헌들과는 차이가 있 지만, 자료에서 고려하고 있는 변수들은 가구주의 나이, 가구주의 나이의 제곱항, 가구 크기(가구원 수)의 로그값, 가구 크기(가구원 수) 의 변화에 대한 더미를 이용하였다. 이러한 가구 특성변수들의 경우 인적자본의 가치를 나타내며, 시계열 총량자료를 이용할 때 고려하 지 못하는 소비결정에 영향을 주는 요인들을 고려할 수 있다. 허석

균(2005)은 가구소비 실태조사를 이용하여 가구의 특성들이 가구의

소비함수결정에 영향을 주는 것을 보였다. 두 번째 그룹은 월별 더 미와 연별 더미, 그리고 국내의 가장 큰 명절인 설날과 추석의 더 미⁸⁾로 구성되어 있다. 세 번째 그룹의 변수는 실질 이자율이며, 실 질 이자율로는 한국은행에서 발표되는 회사채를 이용했다.

본 연구에서 이용된 추정방법은 최소자승추정법(ordinary least square) 이며 표준오차에 대한 이분산(heteroscedasticity)을 가정하였다. 모형을 추정하는 방법 중 OLS를 이용하는 경우에는 예상된 소득의 변화분에 대한 외생적 정보를 얻을 수 있는지가 핵심적인 질문이다. Shea(1995) 가 지적한 바와 같이 소득변수에 대한 도구들은 일반적으로 정보가 빈약하다. 그렇기 때문에 소득에 대한 도구변수들에 의존한 대부분 의 실증분석들은 소비의 초과민감성 검정에 편협한 결과를 제공할 수 있다. 따라서 소득변화에 대한 외생적인 변수를 이용한 OLS 추정 방법은 도구변수의 2단계 최소자승법(two stage least square)이나 일반 적 적률방법(generalized method of moment)에 비해 효율적인 추정방법 이다. 일반적 적률방법은 대표본이론(large sample theory)에 근거한 방

8) 설날과 추석에 대한 더미는 명절이 있는 월의 큰 소비증가율을 제어하기 위함이 다. 예를 들어 각 연도의 설날이나 추석에 대한 더미는 1, 2월이나 9, 10월이며 총 량적 자료의 기본 통계량으로부터 이러한 달의 소비증가율이 크게 증가함을 볼 수 있다.

(37)

법으로 상대적으로 제한표본편의(finite sample bias)에 대한 논쟁이 존 재한다. 도구변수 이용 시 도구변수의 선택에 따라 실증분석 결과가 크게 달라질 수 있으며, 도구변수의 독립변수에 대한 설명력에 대한 논쟁이 항상 존재한다. 또한 이러한 도구변수의 선택에 대한 과잉식 별(over-identify)에 대한 문제 또한 고려해야 할 사항이다.

전기 소비지출의 모수는 습관적 형태를 나타낸다. 습관적 형태의 가정하에 현재 효용은 현재 소비지출뿐만 아니라, 과거의 소비지출 에도 의존하며 주어진 현재 소비지출에 대하여 습관적 소비스톡이 많을수록 효용을 감소시킨다. 소비자의 항상소득에 대한 충격이 발 생했을 경우 습관적 형태는 이러한 충격에 대한 조정기능을 제공한 다. 즉, 총량소득 증가율이 높은 경우 총량저축 증가율이 같은 기간 동안 높아져 같이 움직임으로써 총량소비의 초과평탄화를 설명할 수 있다[Campbell and Deaton(1989) and Carroll and Weil(1994)]. 시 차 비분리 선호에 바탕을 둔 총량자료를 이용한 습관적 형태에 대한 문헌의 실증분석 결과들은 다양한 결과를 보이고 있다. Dunn and Singleton(1986), Eichenbaum et al.(1988), 그리고 Heaton(1993)등의 연구에서는 미국 월별 총량소비 자료를 이용한 실증분석 결과가 소 비의 습관적 형태를 찾아볼 수 없음을 보였다. 하지만 Ferson and Constantinides(1991)는 미국 총량소비 자료를 이용한 분석에서 월별, 분기별, 연도별 결과가 모두 상당히 통계적으로 유의한 습관적 형태 의 결과를 나타냈음을 주장하였다. 이러한 다양한 결과들은 추정된 1차조건, 자료, 도구변수들에 따라 다르게 분석되었기 때문에 나타 난 결과이다.

반면에 Dynan(2000)은 PSID 자료를 이용하여 시차비분리의 선호 (non-separable preference), 즉 특정한 기간에 걸친 습관적 형태의 존재

(38)

를 실증분석하였는데, PSID의 연도 자료를 이용한 실증분석에서 습 관적 형태의 결과를 발견할 수 없었다. Dynan(2000)의 연구는 기존 의 총량 거시자료를 이용한 단점을 보완하여 미시자료를 이용한 시 도로 의미를 둘 수 있다. 하지만 Dynan(2000)의 연구는 다음과 같은 한계점을 가지고 있다. 첫 번째 이용된 PSID의 자료가 연도 자료이

다. PSID는 가구당 시계열 자료를 구할 수 있는 유일한 대안이지만

연도 자료는 소비자의 소비 행위를 표현하는 데 상당히 긴 시차 간 격이 있다. 또 하나는 연도별 자료수집에서 야기될 수 있는 측정오 차(measurement error)와 소비변수로 선택한 음식비의 소비의 대표성 여부이다. Dynan(2000)의 연구는 습관성 행위에 대한 미시자료를 이 용한 실증분석을 시도한 공헌에도 불구하고 자료의 한계로 인하여 발생된 문제들은 여전히 연구의 과제로 남아 있다. 하지만 본 연구 의 새로운 기여는 소비의 초과민감성에 대한 실증분석에 있어서 습 관적 형태를 모형에서 고려할 수 있었다.

(39)

(40)

제4장 실증분석

(41)

(42)

1. 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응

본 장에서는 회귀분석모형 (11)을 바탕으로 항상소득가설, 즉 예 상된 소득변화에 대해 소비는 반응하지 않는다의 기각여부를 검정 하고, 이러한 항상소득가설이 기각되었을 경우 다양한 이론들을 바탕으로 설명하고자 한다. 4개의 다른 모형들이 추정되었는데, 모 형 (1)은 가구별 특성만이, 모형 (2)는 계절별 더미만이 고려되었 다. 모형 (3)과 모형 (4)에서는 습관적 형태를 나타내는 1차 전기 소비증가율을 고려한 모형과 고려하지 않은 모형으로 나누어 검정 하였다.

모든 모형에 대하여 예상된 소득의 변화에 대해 소비가 반응하여 소 비에 초과민감성이 존재하는 것으로 나타났다. 모형 (4)의 추정된 초 과민감성의 계수는 0.086(표준오차 0.004)으로 이 추정된 계수가 의미하 는바는 급여소득의 한 단위 표준편차의 증가는 _



 × 

≈ 만큼 의 표준편차 증가에 영향을 끼침을 설명할 수 있다. 이러한 추정된 계수는 모형에 따라 0.105에서부터 0.086의 범위에서 통계적으로 상당히 유의함을 보였다. 습관적 형태를 나타내는 전기 소비증가율 에 대한 계수는 -0.4로 통계적으로 상당히 유의하며, 이는 시간에 대한 소비 대체효과의 영향이 크게 존재함을 알 수 있다. 나머지 가 구별 특성에 대한 변수와 월별 더미, 연도 더미에 대한 결과는 상당 히 많은 지면을 차지하므로 생략하기로 한다.

가구별 특성과 계절별 더미를 고려한 모형인 경우 R²는 0.059이지 만 1차 전기 소비증가율을 고려한 경우 0.236으로 모형의 적합성

(43)

(goodness of fit)이 상당히 개선⁹⁾되는 것으로 나타났다. 2차 전기 소 비증가율을 1차 전기 소비증가율과 함께 고려한 모형의 결과는 2차 전기 소비증가율이 통계적으로 상당히 유의함을 보였고 R²도 30%

이상으로 개선됨을 보였다. 하지만 추정된 소비의 초과민감성 계수 는 여전히 통계적으로 유의하며 크기의 변화가 거의 없었다.

❙표 3. 전체 그룹의 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응

구 분 전체 그룹

1 2 3 4

소득증가율 0.105***

(0.004)

0.103***

(0.004)

0.100***

(0.004)

0.086***

(0.004)

전기 소비증가율 - - - -0.407***

(0.003)

가구별 특성 예 아니오 예 예

계절별 더미 아니오 예 예 예

R² 0.005 0.038 0.059 0.236

관측값 201,927 201,927 201,927 183,828

주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄.( ) 안은 표준오차임.

다음에 설명될 두 개의 표는 <표 3>에 바탕을 둔 그룹 (1)과 그룹 (2)에 대한 결과이다. <표 3-1>은 그룹 (1)에 대한 결과로서 추정된 모든 모형에 대해 초과민감성이 존재함을 보이고 있다. 소비의 초과 민감성 계수의 크기는 0.050(표준오차 0.011)에서 0.047(표준오차 0.010) 의 범위에서 크기의 변화가 다른 모형에 대하여 거의 없으며 통계적 으로 상당히 유의함을 보이고 있다. 소비의 초과민감성에 대한 계수 를 전체 표본의 결과와 비교했을 때 계수의 크기의 차이는 0.039로

9) 대부분의 미시자료를 이용한 연구에서 R²를 보고하지 않는 경우가 많으며 R²가 보 고된 경우 대부분의 경우가 0.1 미만으로 값이 매우 작다.

(44)

이러한 차이는 급여소득 증가율의 차이에 의해 설명되고 있음을 알 수 있다. R²는 0.235로 전체 표본과 비교했을 때 거의 같은 결과를 얻었다.

❙표 3-1. 그룹 (1)의 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응

구 분 그룹 (1)

1 2 3 4

소득증가율 0.050***

(0.011)

0.054***

(0.011)

0.054***

(0.011)

0.047***

(0.010)

전기 소비증가율 - - - -0.407***

(0.007)

R² 0.002 0.040 0.057 0.235

관측값 29,543 29,543 29,543 26,889

주: *** 1%에서 유의, ** 5%에서 유의, * 10%에서 유의함을 나타냄. ( ) 안은 표준오차임.

❙표 3-2. 그룹 (2)의 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응

구 분 그룹 (2)

1 2 3 4

소득증가율 0.113***

(0.004)

0.110***

(0.004)

0.106***

(0.004)

0.091***

(0.004)

전기 소비증가율 - - - -0.407***

(0.003)

R² 0.006 0.038 0.060 0.236

관측값 172,384 172,384 172,384 156,939

<표 3-2>는 그룹 (2)에 대한 결과이다. 소비의 초과민감성에 대한

(45)

계수는 각각의 모형에 대해 0.113(표준오차 0.004)에서 0.091(표준오차

0.004)로 크기의 차이가 거의 없으며 통계적으로 상당히 유의함을 보

이고 있다. 모형 (4)의 소비의 초과민감성에 대한 계수는 0.091(표준 오차 0.004)로 그룹 (1)의 0.047과 비교했을 때 거의 두 배의 값을 나 타냈다.

(46)

2. 유동성 제약과 예비적 저축

앞 절에서 소비의 초과민감성에 대한 검정을 4개의 다른 모형으 로 고려하여 검정하였다. 추정된 결과는 예상된 소득의 변화에 대하 여 소비가 반응하여 소비에 초과민감성이 존재하고 있음을 확인하 였다. 마지막 모형을 기준(benchmark) 모형으로 정하고, 본 절에서는 소비의 초과민감성이 유동성 제약과 예비적 저축과 관련이 있는지 확인하도록 한다.

앞에서 언급했듯이 이러한 소비평탄화가 생애에 걸쳐 이루어지지 않은 경우에 소비에 초과민감성이 존재한다고 한다. 일반적으로 소 비자가 최적소비경로를 따르는 데 장애가 되는 요인이 유동성 제약 이므로 소비결정에 있어서 유동성 제약에 대한 검정은 꼭 필요하다. 만약 항상소득가설이 유동성 제약 때문에 기각된다면 상위 유동자 산(upper liquid asset)가구들은 항상소득가설을 따라야 하고, 하위 유 동자산(lower liquid asset)가구들은 항상소득가설을 위반할 수 있다. 즉, 하위 유동자산 가구는 유동성 제약으로 인하여 소비의 초과민감 성이 존재하고, 상위 유동자산 가구는 유동성 제약이 없기 때문에 소비평탄화를 할 수 있어서 초과민감성이 존재하지 않는 것이다.

유동성 제약의 존재 여부를 검정하기 위한 일반적인 실증적 접근 을 고려하면 첫 번째로 소비가 예상된 음의 소득변화보다 양의 소득 변화에 좀 더 반응하는지의 여부를 살펴보거나[예를 들면 Shea(1995), Souleles(1999), Parker(1999)] 두 번째로 초과민감성이 상대적으로 하 위 유동자산 가구와 연관이 있는지의 여부를 검정하는 방법이 있다

(47)

[예를 들면 Hayashi(1985), Zeldes(1989)]. 본 연구에서 고려하고자 하 는 또 다른 접근방법은 평균 소득(가구주의 급여)에 따른 고소득과 저 소득그룹으로 표본을 분할하여 상대적으로 저소득가구 그룹에 초과 민감성이 존재하는지의 여부를 검정하는 것이다. 마지막으로 젊은 세대와 노인 세대 가구 그룹으로의 표본 분할을 통하여 예비적 저축 의 동기에 대한 존재 여부를 검정할 수 있다.

(1) 양(+)과 음(-)의 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응

Altonji and Siow(1987)는 예상된 소득변화에 대한 소비의 반응에

비대칭성(asymetry)이 있음을 주장하였다. 만약 항상소득가설이 유동

성 제약 때문에 위반되는 경우 가구들은 소득이 감소할 것이라고 예 상할 때보다 증가할 때 더욱 더 항상소득가설을 위반할 것 같다는 것이다. 왜냐하면 유동성 제약은 차입을 방해하는 것이지 저축을 방 해하는 것이 아니기 때문이라는 주장이다. 따라서 이러한 유동성 제 약이 있는 가구는 다음 기에 더 높은 소득을 예상할 수 있을 때 현 재 기에서 더 소비하는 경향이 강하지만 다음 기에 더 낮은 소득을 예상할 수 있는 경우에는 저축하여 소비평탄화를 유지할 수 있다.

Shea(1995)는 소비는 예상할 수 있는 소득의 감소와 유의하게 반응

이 있는 반면, 예상된 소득 증가와는 관련이 없다는 실증분석 결과 를 내놓았다. 하지만 Shea(1995)의 결과는 소득의 비대칭성과는 반대 의 결과로 유동성 제약의 존재를 확인할 수 없었다. 본 연구에서도 양(+)과 음(-)의 소득증가율에 대한 소비의 비대칭성을 검정하기 위 해 다음과 같은 모형을 고려한다.

(48)

cit = β1yit⁺ + β2yit⁻ + γcit₋1+θ′χit + εit^. (12)

여기서 만약 소득증가율 yit ^≥ ⁰ 이면 소득증가율은 yit⁺ = yit와 같 이 양(+)의 소득증가율이 되고, 만약 yit^≤⁰이면 소득증가율은

it

it y

y⁻ = 와 같이 음(-)이 된다.

양(+)의 소득증가율은 가구의 현재 월과 전월의 차이가 양인 경우 를 말하며, 음(-)의 경우는 반대로 감소하는 경우를 말한다. <표 4>

의 첫 번째 행에서 보고된 모든 관측값을 이용한 모형은 양의 증가 율과 음의 증가율, 둘 다 통계적으로 유의함을 보였다. 양(+)의 증가 율에 대한 추정된 계수는 0.094(표준오차 0.006)이고 음(-)의 증가율에 대한 계수는 0.077(표준오차 0.006)로 둘 다 1%하에서 통계적으로 유 의한 것으로 나타났다. 즉, 다음 기에 소득이 증가한다고 예상했을 때가 소득이 감소할 것이라고 예상할 때보다 더 소비가 민감하게 반 응하는 것을 의미한다. 각 두 그룹에 대한 결과는 상당히 대조되는 데 그룹 (2)의 양의 소득증가율이 0.101(표준오차 0.006)로 0.079(표준

오차 0.006)보다 크게 반응하는 것으로 나타나 전체적인 결과를 이끌

어내고 있음을 알 수 있다. 하지만 그룹 (1)은 두 번째 열에서 보이 는 바와 같이 추정된 양과 음의 소득증가율의 계수의 크기가 비대칭 성과는 반대의 결과를 보였다. 다음은 유동자산과 가처분소득 비율 을 이용하여 유동자산 비율을 정의하고 그룹 분할분석을 통해 유동 성 제약의 유무를 확인하고자 한다.

(49)

❙표 4. 양⁽⁺⁾과 음(-)의 소득변화에 대한 소비의 반응

양(+) 소득증가율 0.094***

(0.006)

0.029*

(0.017)

0.101***

(0.006) 음(-) 소득증가율 0.077***

(0.006)

0.069***

(0.018)

0.079***

(0.006) 전기 소비증가율 -0.407***

(0.003)

-0.407***

(0.007)

-0.407***

(0.003)

R² 0.236 0.235 0.236

관측값 183,828 26,889 156,939

(2) 상･하위 유동자산 가구에 대한 분할검정

유동성 제약에 대한 또 다른 접근방법은 소비의 초과민감성이 하 위 유동자산의 소득 비율과 관련이 있는가에 대한 여부이다. 이러한 유동성 제약을 검정하기 위한 방법으로 하위 유동성과 상위 유동자 산 가구의 그룹으로 분할하여 검정하는 방법을 고려할 수 있다. Hayashi(1985)와 Zeldes(1989)는 유동성 제약이 있을 것 같은 그룹과 그렇지 않은 그룹으로 나누어 검정하는 방법을 제안하였다. Shea (1995)는 다양한 방법을 통하여 유동성 제약을 검정하였는데 (1)영(0) 의 유동자산 가구와 양(+)의 유동자산 가구로 분할하여 검정하는 방 법과 (2)음(-)의 가처분소득에 대한 비율에 의거한 방법을 이용하였 다. Shea(1995)의 결과는 예상된 소득에 대한 소비의 초과민감성은 상위 소득가구들보다 하위 소득가구들에 비해 더 크게 나타남을 보 였다. Parker(1999)는 상위 유동자산 가구와 하위 유동자산 가구 그