자본시장연구원 Korea Capital Market Institute

Ⅰ. 논의의 배경
 
글로벌 금융위기 이후, 세계경기가 침체되고 우리나라 경제의 생산성 및 역동성이 둔화되면서 한국의 경제성장률은 추세적인 하락세를 보여 왔다. 경제성장의 추세적 하락에 대한 대내외 요인은 국내 가계가 전반적으로 가지고 있는 미래 소득 증가에 대한 기대에 악영향을 미쳐 가계의 저축을 증가시키는 반면 소비활동을 저해한 것으로 판단된다. 이러한 국내 경제의 성장세 둔화에 대한 지속적인 우려는 최근 미·중 무역분쟁과 코로나19와 같은 글로벌 불확실성 요인과 함께 더욱 심화되고 있다.
 
중국을 시작으로 코로나19(Coronavirus Disease-19: COVID-19) 감염이 전 세계로 확산됨에 따라 각국이 각종 경제봉쇄 조치(공장가동 중단, 이동 및 영업제한 등)를 취하면서 세계 경제는 유례없는 침체를 경험하고 있다. 코로나19 발생으로 인한 불확실성 확대와 행정명령에 의한 사회적 거리두기는 자발적 혹은 비자발적으로 가계의 예비적 저축을 유인하여 소비심리를 위축시키는 한편, 코로나19로 인한 우리 경제의 장기적인 성장추세 하락은 미래 소득 증가에 대한 기대를 약화시켜 가계소비 증가 둔화의 지속적인 원인이 될 것으로 보인다.¹⁾ 특히 세계경기 침체로 인해 수출이 둔화된 가운데, 경제성장률에 미치지 못하는 소비증가율로 인해 내수가 살아나지 못하는 점은성장과 소비 사이의 선순환을 어렵게 하는 요인으로 지적되고 있다. 이에 따라 추세적으로 진행되고 있는 소비 둔화 현상을 다각적으로 분석함과 동시에, 코로나19가 한국의 가계소비 둔화에 미치는 원인과 파급효과를 살펴보는 것은 중요하다.
 
본 보고서에서는 국내 가계의 평균소비성향(처분가능소득에서 소비지출이 차지하는 비중, 이하 소비성향) 및 한계소비성향(소득 증가분에 대한 소비지출 증가분)의 추이를 살펴보고, 한국 가계소비 증가세 둔화 요인을 정량적으로 분석한다. 특히, 가계의 특성별 한계소비성향을 분석함으로써 최근 소비 둔화를 주도하는 가구를 확인하고 거시경제 관점에서 소비 변동 요인을 점검한다. 추가적으로 소비 변동 요인에 대한 분석을 기반으로 2020년 코로나19 감염확산 시기 중 급격하게 변한 소비증가율에 영향을 미친 요인을 살펴보고자 한다.
 
본 보고서의 구성은 다음과 같다. Ⅱ장에서 가계의 평균소비성향 및 한계소비성향의 추세적 변화 양상을 정리하고 결과에 대한 해석을 제시한다. Ⅲ장에서는 가계소비 둔화 요인에 대한 점검과 함께 코로나19 감염확산 시기의 소비 변화율 결정 요인에 대해 논의한다. Ⅳ장에서는 요약과 함께 시사점을 정리한다.
 
 
Ⅱ. 우리나라 가계의 소비성향 추이    
 
1. 가계의 평균소비성향 변화
 
한국은행 국민계정을 바탕으로 계산한 우리나라 가계의 평균소비성향(가계최종소비지출/가계총처분가능소득)은 금융위기 이전 대체로 90% 정도의 높은 수준을 유지하였다. 하지만 2012년을 기점으로 소비성향은 하락세를 보인 다음 이전 수준을 회복하지 못하고 있다(<그림 Ⅱ-1>).²⁾가계소비 증가세 둔화는 장기적으로 기대되는 가계의 소득흐름 악화와 소득흐름 불확실성이 증가하면서 가계로 유입된 소득이 소비로 원활히 이어지지 않는 경우에 발생할 수 있다.
  장기적으로 기대되는 가계소득은 우리 경제의 장기적인 성장추세에 의해 결정되는데 경제가 저성장 국면에 진입하는 경우, 결과적으로 가계소득이 소비로 파급되는 과정이 경색되고 소득 증가를 통한 성장과 소비 사이의 선순환을 어렵게 할 수 있다. 2008년 글로벌 금융위기 이후 우리 경제의 성장추세 둔화는 미래 가계소득 증가에 대한 기대를 약화시킨 측면이 있고, 유럽 재정위기, 미·중 무역분쟁, 브렉시트, 코로나19 등 글로벌 불확실성 요인으로 인한 국내 경제의 불확실성 확대는 가계의 예비적 저축성향을 증가시킨 측면이 있다. 즉 경제성장 추세 둔화와 불확실성 확대는 가계소비 증가를 둔화시켜 가계소득에서 소비가 차지하는 비중 하락에 영향을 준 것으로 판단된다.
  
<그림 Ⅱ-2>에서 가계지출 증감률을 가계소비성향 증감률과 가계처분가능소득 증감률로 분해하여 살펴보면, 소비성향이 단기간 하락한 2003년 카드사태 기간을 제외하고 가계의 소비성향 증감률은 가계지출 증가에 긍정적인 영향을 준 것으로 보인다. 반면, 2012년 이후 소비성향이 하락하는 모습은 가계지출 증가율이 가계의 처분가능소득 증가율보다 낮은 모습을 반영하고 있다. 금융위기 이후 가계처분가능소득 증가율이 이전 기간(2000~2008년)에 비해 연평균 0.5%p 하락한 가운데 가계소비 증가율은 이보다 약 다섯 배(2009~2019년 2.4%p) 정도 큰 폭으로 둔화되었다.³⁾ 장기적 관점에서 소득과 소비는 밀접한 연관성을 유지하며 변동하는 것이 일반적이나 글로벌 금융위기 이후, 양자 간의 관계가 약화되면서 가계의 소비성향 하락한 것으로 보인다.   
  변동성 측면에서 살펴보면, 2000년대 들어 가계지출은 처분가능소득보다 높은 변동성을 보여주었지만, 2012년을 기점으로 가계지출 변동성은 완화된 모습을 보이고 있다.⁴⁾ 글로벌 금융위기 이후 국내 잠재성장률 하락과 함께 우리나라 경제주체의 장기경제성장 전망이 하락하면서 가계의 소비성향이 감소했을 가능성이 있다. 2012년 이후 가계지출 변동성이 완화되는 경향은 소비성향이 감소하면서 가계의 처분가능소득과 역행하는 모습을 반영하고 있다. 글로벌 금융위기까지 국내 소비는 소득보다 대내외 충격에 더욱 민감한 반응을 보이며 신흥국의 경기변동 형태와 유사한특징을 가졌지만, 이후 국내 소비 변동성은 완화된 모습을 보이고 있어 금융위기를 겪으면서 가계의 경제활동에 구조적 변화가 발생한 것으로 판단된다.
 
2. 가계의 한계소비성향 변화
  
앞 절에서는 금융위기 이후 국내 가계의 소비 증가세 둔화에 따른 평균소비성향의 하락을 언급하였다. 평균소비성향은 현재 소득에서 소비가 차지하는 비중을 나타낼 수 있지만, 현재의 소득에 추가적인 변동이 발생했을 때 가계가 얼마나 소비를 변화시킬 것인지에 대한 내용을 담아내지 못하는 한계가 있다. 이를 알기 위해서는 한계소비성향의 추정이 필요하다. 특히, 가계의 특성별 한계소비성향을 확인함으로써 최근 한계소비성향 변화를 주도한 가구를 점검하고 가계소득 증가에 대한 소비 증가 효과를 살펴보는 것은 정책적으로 중요하다.
  
본 절에서는 한국노동패널조사 자료를 이용하여 Blundell et al.(2008)의 방식에 따라 항상소득 충격에 대한 가계의 한계소비성향을 측정하였고, 추가적으로 항상소득에 대한 불확실성 크기를 측정하였다. 소비가 단순히 현재 소득만이 아닌 평생의 기대소득에 의해 결정된다고 볼 때, 일시적 소득 변화보다 항상소득 변화에 대한 가계의 한계소비성향을 점검하는 것이 더욱 중요하다고 볼 수 있다. 한계소비성향을 측정하기 위해서 본 절은 한국노동패널이 제공하고 있는 2005~2018년 동안 가계의 처분가능소득과 소비지출을 이용하였다.⁵⁾ <그림 Ⅱ-3>에서 보여주는 것과 같이 항상소득 충격에 대한 한국 가계의 한계소비성향은 추세적으로 하락하는 모습을 보여주고 있다. 한계소비성향이 하락하는 모습은 항상소득 변화에 대한 소비의 반응 정도가 감소하고 있다는 것을 의미한다. 금융위기 이전 0.5~0.8 수준의 한계소비성향은 금융위기 이후 하락하여 최근 0.2 수준을 보이고 있어 가계소비 둔화의 원인이 되는 것으로 판단된다. 특히, 항상소득 불확실성이 증가하는 시기에 한계소비성향이 감소하는 경향을 보이고 있어 소득 불확실성이 증가함에 따른 가계의 예비적 저축성향을 반영하는 것으로 보인다.
  <그림 Ⅱ-4>에서 가계의 소득분위별, 가구주 연령 및 종사상 지위별 등 가구 특성별로 살펴보면, 대체로 한계소비성향은 감소하는 유사한 추세를 보이며 몇 가지 특징을 발견할 수 있다. 첫째, 금융위기 이후 2012~2018년 동안 저소득층에 해당하는 소득2분위의 한계소비성향 하락이 다른 분위보다 크게 나타났다. 2007~2011년 기간 동안 소득2분위의 한계소비성향은 1.6에 가까웠지만, 금융위기 이후 0.42로 감소하여 가계소비 둔화에 큰 영향을 준 것으로 보인다.⁶⁾ 둘째, 연령별 한계소비성향을 살펴보면 금융위기 이후 60세 이상 고연령층의 소비성향 하락 폭이 다른 연령에 비해 다소 크게 나타났다. 또한 자영업 가구의 한계소비성향은 상용근로자보다 큰 폭으로 하락한 것으로 나타났는데, 자영업 가구의 가계소득 불확실성이 상용근로자보다 큰 것을 반영하는 것으로 판단된다. 자영업자의 소득을 상/하위 50%로 나누어 살펴보면 금융위기 이후 자영업 가구 소득 하위 50%의 한계소비성향 감소 폭이 큰 것으로 나타나 가계소비 둔화의 원인이 되고 있다. 결과를 요약하면, 가계의 특징과 무관하게 한계소비성향은 금융위기 이후 하락하였다. 특히, 소득여력이 취약하거나 소득흐름 불확실성이 클 것으로 예상되는 가구를 중심으로 한계소비성향의 하락 폭이 큰 것으로 나타났다.⁷⁾ 이들 가구의 가계소득에서 소비지출이 차지하는 비중이 큰 점을 고려할 때 이들의 한계소비성향 하락이 국내 가계의 평균소비성향 하락에 큰 영향을 미치는 것으로 판단된다. 
  Ⅲ. 가계소비 변동 요인에 대한 평가    
 
1. 가계소비 변동 요인
 
가계는 노동을 통해 다른 경제주체가 원하는 재화 및 서비스를 제공하며 이에 대한 대가로 소득을 얻고 일정 부분은 소비하고 나머지는 미래 소비를 위해 저축하는 자연스러운 경제활동을 반복한다. 이때 노동의 대가로 얻은 소득에서 소비가 차지하는 비중은 다양한 경제적 요인들에 의해 영향을 받는다. 본 장에서는 한국 가계소비 둔화에 대한 요인을 분석하기에 앞서 기존 연구를 바탕으로 가계소비에 영향을 미치는 우리 경제의 성장추세, 생산성, 이자율, 정부지출, 소비심리 등 거시·구조적 요인들의 추이를 점검하고자 한다.
  
<그림 Ⅲ-1A>는 한국 경제의 펀더멘탈을 가늠해 볼 수 있는 다요소생산성 증가 추이와 잠재성장률을 보여준다. 생산성은 2010년을 기점으로 증가세가 둔화된 모습을 보이고 있으며, 이는 우리 경제의 잠재성장률 저하에 영향을 준 것으로 보인다. Aguiar & Gopinath(2007)에 의하면, 성장추세 성장률을 나타내는 잠재성장률 하락은 미래 소득 증가에 대한 가계의 기대를 하락시켜 소비에 부정적인 영향을 줄 수 있다. 잠재성장률에 의해 결정되는 장기 균형실질금리를 나타내는 중립금리 역시 추세적으로 하락하는 모습을 보이고 있다. 실질금리 하락은 이자소득 감소로 이어져 소득효과를 통해 소비를 위축시킨다. 반면 실질금리 하락에 따른 기회비용 감소는 대체효과를 통해 현재 소비를 증가시키는 방향으로 영향을 준다. 즉 금리하락이 소비에 미치는 효과는 소득효과와 대체효과의 상대적인 크기에 따라 정해진다. 
  2008년 글로벌 금융위기 이후 경기부양을 위한 세계 각국의 정부지출(정부소비 및 정부투자)이 증가하면서 정부의 역할이 커지고 있다. 국내총생산대비 정부지출을 보면 한국 역시 정부지출의 비중이 커지고 있는 실정이다(<그림 Ⅲ-1B>). 경제의 총수요 충격으로 작용하는 정부지출은 기업의 생산을 자극하고, 이에 따른 노동수요증가와 임금상승은 가계의 노동소득을 증가시킨다. 이렇게 증가한 노동소득이 가계의 소비 증가로 이어지면 정부지출은 소비에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다(Hall, 2009; Ravn et al., 2012). 반면, 채권 발행 등을 이용한 차입에 의한 정부지출 증가는 이자율을 상승시켜 민간소비 및 투자를 위축시키는 구축효과를 발생시킨다. Coenen & Straub(2005)은 정부지출이 가계소비를 유인하기는 하나 그 효과는 그리 크지 않다고 하였다. 다만, 불확실성 확대에 따른 국채수요 증가 및 저축률 상승은 구축효과를 약화시키는 방향으로 작용할 수 있다.
  
<그림 Ⅲ-1C,D>는 가계의 소비의사를 대표하는 지수인 소비자심리지수와 함께 세계불확실성지수(World Uncertaunty Index: WUI) 그리고 주택가격변화율을 보여준다. 소비자심리지수는 경제환경에 대한 가계의 판단과 소비지출계획 등을 파악하여 향후 가계소비의 방향성을 전망하는 지표로 소비자동향조사를 기반으로 한다.⁸⁾ 코로나19 이전까지 소비자심리지수의 단기적 변동성은 심하나 100을 기준으로 뚜렷한 추세적 하락이나 상승하는 모습이 보이지 않는다. 100 이하 값은 소비자의 지출성향이 위축되었다는 것을 뜻하는데, 이러한 상황이 지속적으로 유지되지 않는 것으로 보아 가계의 소비심리 자체가 장기적인 소비 증가세 둔화를 유발한 것은 아닌 것으로 보인다.
  
<그림 Ⅲ-1C>에서 세계 불확실성지표인 WUI지수는 금융위기 이후 추세적으로 상승하는 모습을 보인다. 불확실성이 확대되는 시기에 가계의 예비적 저축성향은 증가할 개연성이 있기 때문에 불확실성과 소비심리는 역의 관계를 보여준다(Carroll & Kimball, 2006). 특히, 2018년 후반부터 붉어지기 시작한 미·중 갈등이 장기화되고 더불어 코로나19와 같은 예상치 못한 불확실성이 확대되면서 최근 국내 소비심리는 글로벌 불확실성에 민감하게 반응하는 경향을 보이고 있다. 또한, 주택은 가계 자산구조에서 가장 큰 비중을 차지하고 있기 때문에 다른 자산에 비해 부의 효과(wealth effect) 측면에서 소비 변화를 설명하는데 중요하다고 볼 수 있다. <그림 Ⅲ-1D>를 보면 금융위기 이전 주택가격 변화율은 소비심리와 동행하는 모습이 뚜렷하게 나타나는 것을 확인할 수 있다. 하지만 금융위기 이후에는 이러한 경향이 약해진 모습을 보인다.
  
2. 소비 변동 요인에 대한 평가
  
본 절에서는 앞서 소비 변화에 영향을 미치는 요인으로 논의된 성장추세, 생산성, 이자율, 소비심리, 정부지출 요인에 대한 평가를 해보고자 한다. 정부지출 요인을 포함한 가계 및 기업 활동에 영향을 주는 거시경제의 구조적 충격이 민간(가계 및 가계에 봉사하는 비영리단체)소비에 미치는 영향을 분석하기 위해 동태적확률일반균형(DSGE)모형을 이용하고, 단순 시계열 추이분석으로 판단할 수 없었던 소비 증가세 둔화를 유도한 구조적 요인을 체계적으로 살펴보았다. 분석 모형으로 신흥국(Emerging Country)의 경기변동을 설명하기 위해 Garcia-Cicco et al.(2010)이 제시한 모형을 이용하였다.⁹⁾
  
모형 내의 구조적 충격들이 우리 경제의 민간소비 변화율에 미치는 영향을 정량적으로 비교하기 위해 모형을 추정한 이후 민간소비 변화율에 대한 역사적 분해를 실행하였다(<그림 Ⅲ-2>). 분석 모형은 성장추세, 일시적 생산성 변동, 이자율 프리미엄, 소비심리, 기타국내지출 요인에 대한 구조적 충격을 고려하고 있다. 여기서 성장추세 요인에 대한 충격은 장기균형 성장률을 의미하는 잠재성장률에 대한 충격, 소비심리 요인에 대한 충격은 현재 소비를 미래 소비보다 더 선호하는 것을 의미하는 시점선호충격(intertemporal preference shocks), 기타국내지출 요인은 정부지출 또는 순수출 충격으로 해석될 수 있다(Garcia-Cicco et al., 2010; Benigno et al., 2020). 민간소비 변화율에 대한 분해 결과, 민간소비의 증감은 주로 성장추세, 일시적 생산성 변동, 그리고 소비심리에 대한 충격에 의해 주도되는 것을 확인할 수 있다. 특히, 외환위기 이후 소비자금융의 확대로 인해 소비심리가 확대된 측면과 카드사태로 인해 소비심리가 급격히 축소되는 모습은 소비 변화에 큰 영향을 준 것으로 나타난다. 
  소비 증가세 둔화 요인과 관련하여 살펴보면, 금융위기 직전 성장추세 증가는 가계의 미래 소득 증가에 대한 기대를 확대시켜 카드사태 이후 침체된 소비를 증가시킨 것으로 보인다. 하지만, 금융위기 이후 2012년부터 우리 경제의 성장추세가 둔화됨에 따라 민간소비 변화율은 장기간 둔화되는 모습을 보이며, 2018년을 제외하고 추세 GDP(장기균형 GDP) 성장률보다 낮은 증가율을 보여주고 있다. 경제주체의 장기경제성장 전망을 반영하는 성장추세가 둔화되는 모습은 항상소득가설에 의해 가계의 미래 소득 증가에 대한 기대를 약화시켜 가계의 저축률을 증가시키고 소비를 둔화시키는 원인이 된 것으로 보인다. 다만, 글로벌 금융위기 이후 2013~2018년 동안 일시적 생산성 회복과 정부지출 확대로 인한 기타국내지출 증가는 소비 증가율에 긍정적인 영향을 주었던 것으로 판단된다.
 
2020년 상반기 코로나19 위기 동안 각국의 가계는 저축을 늘리는 대신 소비를 줄이는 것으로 나타났다. 이처럼 가계소비가 둔화된 이유에 대해서 각국이 각종 경제봉쇄 조치(공장가동 중단, 이동 및 영업제한 등)를 취하면서 비자발적 저축(involuntary saving)이 증가하면서 소비가 둔화되었을 가능성과 불확실한 경제 상황에 대해 가계의 예비적 저축(precautionary saving)성향이 증가하면서 소비가 둔화되었다는 해석도 있다.¹⁰⁾ 두 가지 해석 모두 가계의 소비심리 위축에 따른 소비 둔화 현상을 반영하고 있다. 또한, 글로벌 공급망 훼손에 따라 일시적으로 생산성이 하락하면서 가계의 소득여건이 악화된 측면과 코로나19 여파로 인해 경제성장 추세가 둔화되면서 장기적으로 기대되는 가계의 소득여건이 악화된 측면은 코로나19 기간 동안 민간소비 부진에 영향을 주었을 가능성이 있다.
  
<그림 Ⅲ-2>에서 코로나19 기간 중 2020년 1분기 동안 소비가 급락하게 된 구조적 원인을 살펴보면, 코로나19로 인한 민간소비의 하락은 소비심리 위축이 주도하였다. 코로나19 여파로 인한 대내외 불확실성 확대와 사회적 거리두기는 가계의 소비심리에 큰 영향을 미쳐 소비를 위축시킨 것으로 판단된다. <그림 Ⅲ-3>에서 소비심리 변화를 세계불확실성지수, 이자상환비율(이자비용/처분가능소득)의 변화, 주택가격의 변화로 분해해서 살펴보면, 불확실성 요인은 최근 소비심리 변화에 영향을 준 것으로 보인다. 특히, 2020년 1분기와 3분기에 코로나19 확산으로 인한 불확실성 확대는 소비심리 하락에 영향을 준 것으로 나타났다.¹¹⁾ 2020년 2분기에는 재난지원금 지급 및 국내 코로나19 확산세가 다소 꺾이면서 내수와 소비심리가 회복되는 모습을 보였지만, 글로벌 공급망 훼손에 따른 일시적 생산성 충격이 실물경제에 영향을 주면서 소비 회복을 저해하는 요인으로 작용하였다. 
  <그림 Ⅲ-4>에서 국내 위기 기간별 민간소비 변화에 대한 주요 요인을 살펴보면 생산성 및 성장추세 요인은 소비심리 요인과 함께 코로나19 기간 동안 소비 부진의 원인으로 작용하는 것으로 나타나 소비심리 하락에 의해 소비 둔화 영향이 컸던 카드사태와는 다른 양상을 보여주고 있다. 성장추세 하락은 장기적으로 기대되는 소득흐름에 부정적인 영향을 줄 것으로 예상되기 때문에 코로나19 여파로 인해 경제성장률에 미치지 못하는 소비 증가세를 지속시키는 요인으로 작용할 수 있다. 특히, 국내 경제의 성장세 둔화에 대한 우려는 코로나19 여파로 인한 불확실성 확대에 의해 더욱 심화될 수 있다. 비록 글로벌 금융위기와 비교할 때 성장추세 둔화로 인한 소비 부진은 상대적으로 제한적인 것으로 추정되었지만, 코로나19로 인한 경제봉쇄 조치가 해제되고 경제의 불확실성이 점차 해소되면서 경제활동이 재개됨에도 불구하고 성장추세 둔화가 지속된다면 이는 가계소비 증가에 하방 압력으로 작용할 개연성이 있기 때문에 주의할 필요가 있다. 
  Ⅴ. 맺음말 
 
본 보고서에서는 국내 가계의 평균소비성향 및 한계소비성향의 장기적인 추이와 소비변화율 결정요인에 대한 분석을 하였다. 국내 가계의 소비증가율은 글로벌 금융위기 이후 처분가능소득 증가율에 미치지 못하는 것으로 나타났다. 이러한 가계소비 증가세 둔화는 가계의 한계소비성향 하락에 크게 영향을 받은 것으로 보인다. 특히, 평균적인 소비성향이 높거나 소득흐름 불확실성이 높은 가구(소득2분위, 고연령층, 자영업 가구)를 중심으로 한계소비성향의 감소 폭이 큰 것으로 나타났다.
 
금융위기 이후 우리 경제의 생산성 및 역동성이 둔화되는 가운데, 유럽재정위기, 미·중 무역분쟁, 코로나19와 같은 글로벌 경제의 불확실성 요인으로 인해 국내 경제의 불확실성이 확대되면서 우리 경제의 기초체력에 해당하는 잠재성장률은 추세적으로 하락하는 모습을 보였다(강현주, 2020). 우리 경제의 소비 둔화 요인과 관련하여 이러한 성장추세의 둔화는 가계의 미래 소득 증가에 대한 기대를 약화시켜 가계 소비에 부정적인 영향을 준 것으로 확인된다. 최근 코로나19 기간 동안 소비 둔화는 불확실성 확대와 사회적 거리두기에 따른 소비심리 약화가 크게 작용한 것으로 분석된다. 이에 더하여 코로나19는 글로벌 금융위기 이후 지속되어 온 우리 경제의 생산성 둔화 및 역동성 저하를 심화시키는 방향으로 작용할 것으로 예상되기 때문에 가계소비는 가계소득보다 낮은 증가세를 유지할 것으로 판단된다.
 
둔화된 소비를 진작시키기 위해서는 안정적인 소득기반 강화와 소득과 소비 사이의 연계성 복원이 중요하다. 금융위기 이후 정부지출 증가와 같은 국내 지출 요인이 소비에 긍정적인 영향을 주었던 것은 바람직하다고 보이지만, 성장률 증가와 소비증대라는 목적을 동시에 달성하고 성장과 소비의 선순환 관계를 회복하는데 있어 성장추세를 회복하는 것이 장기적으로 더욱 중요하다고 보인다. 특히, 대내외 불확실성에 대해 견고하게 견딜 수 있는 경제체질을 개선하는 정책이 수반되어야 우리 경제는 장기적 성장세를 회복하고 가계는 미래 소득 증가에 대한 기대를 바탕으로 소비를 증가시킬 수 있을 것이다. 또한, 코로나19 여파에 취약한 가구들이 평균적으로 소득에서 소비가 차지하는 비중이 높은 점을 고려할 때 단기적으로 이들 가구의 소득흐름 불확실성을 완화해주어 소비심리를 개선해주는 지원정책이 필요하다고 생각한다.
   
     
본 보고서에서는 한국노동패널조사 자료를 이용하여 Blundell et al.(2008)의 방식에 따라 항상소득 충격에 대한 가계의 한계소비성향을 측정하였다. Blundell et al.(2008)에 의하면 가계의 처분가능소득은 항상소득과 일시적인 소득으로 구분되고 다음과 같이 표현된다.
  

  
여기서 는 처분가능소득, 는 가계별 특성을 나타내는 변수, 는 항상소득, 그리고 는 일시적 소득을 나타낸다. 가계소득에 지속적인 영향을 주는 항상소득은 임의보행(random walk) 프로세스를 가정하고, 일시적 소득은 MA(q) 프로세스를 가정한다.
 
이러한 가정을 바탕으로 가계소득에서 가계별 특성을 나타내는 변수인 를 통제하고 남은 처분가능소득 변화율(, 소득의 확률적 충격부분 변화율)은 다음과 같이 항상소득에 대한 충격과 일시적 소득에 대한 충격으로 분해된다.
 

 
또한 가계소비(가계의 소비지출에서 가계별 특성을 나타내는 변수인 를 통제하고 남은 소비지출) 변화율(, 소비의 확률적 충격부분 변화율)은 다음과 같이 항상소득에 대한 충격과 일시적 소득에 대한 충격에 의해 결정된다.
 

 
는 항상소득 충격에 대한 한계소비성향을 의미하고, 는 일시적 소득 충격에 대한 한계소비성향을 의미한다.
 
본고에서 논의하고자 하는 항상소득 충격에 대한 한계소비성향( )을 추정하기 위해서 처분가능소득은 Park(2017)의 협의의 소득 개념 기준에 따라 세후 근로소득과 정부 이전지출 자료를 이용하였고, 소비지출은 식비, 외식비, 교육비, 차량유지비, 보건의료비, 주거비 및 통신비, 대중교통비, 생필품 구입비를 사용하였다.¹² 각 자료는 한국노동패널조사 자료를 바탕으로 구성하였고 처분가능소득과 소비지출은 소비자물가지수로 실질화 하였다. 항상소득 충격에 대한 한계소비성향 및 그 외 파라미터(일시적 소득 충격에 대한 한계소비성향, 항상소득과 일시적 소득 충격의 분산)에 대한 추정은 Blundell et al.(2008)의 방식에 따라 가계의 소비와 소득의 확률적 층격부분의 변화율( )에 대한 모멘트를 이용한 GMM 방법론으로 추정하였다. 가계의 소득과  소비의 확률적 층격부분은 처분가능소득과 소비지출에 대해 예측 가능한 부분( )인 가구주  교육수준, 출생년도, 거주지역, 가구원수, 가구 내 근로자수, 자녀수, 조사년도 더미 변수로 통제하고 남은 잔차를 의미한다.

추정에 사용된 모멘트는 다음과 같이 구성된다.
 

 
여기서
 

 
 그리고 는 관측되는 값에 1을 부여하는 지시함수(indicator function)를 말한다. 추정에 사용되는 모멘트는 , , 그리고 로 구성되어 있다.
 

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1) 특별한 언급이 없는 경우, 가계소비 둔화는 가계소비 증가 둔화를 의미하는 것으로 한다.
2) 가계금융복지조사, 가계동향조사자료, 노동경제연구원이 조사하는 한국노동패널조사자료를 바탕으로 계산한 소비성향 역시 2012년 이후 지속적으로 하락하는 추세를 보이고 있어 국민계정을 바탕으로 계산한 소비성향과 유사한 것으로 확인하였다.
3) 이러한 현상의 원인으로 우리 경제의 장기적인 성장률 추세 하락과 가계의 소득흐름 불확실성 증가, 가계부채 증가로 인한 소비여력 감소, 기대수명 증가 및 고령화 등이 제시되고 있다(서현덕, 2017).
4) 본고에서 제시되지 않았지만 금융위기 이전 가계최종지출 증감률의 표준편차는 가계총처분가능소득 증감률 표준편차보다 큰 모습을 보여주었다. 하지만, 금융위기 이후 변동성 크기가 역전되는 것으로 확인된다.
5) Park(2017)의 협의의 소득 개념 기준에 따라 처분가능소득을 위한 자료로 세후 근로소득과 정부 이전지출 자료를 이용하였고, 소비지출은 식비, 외식비, 교육비, 차량유지비, 보건의료비, 주거비 및 통신비, 대중교통비, 생필품 구입비를 사용하였다. 처분가능소득과 소비지출은 소비자물가지수로 실질화하였다. 항상소득 충격에 대한 한계소비성향에 대한 추정은 가계의 소득과 소비의 확률적 층격부분에 대한 모멘트를 이용한 GMM(Generalized Method of Moments) 방식을 이용하여 추정하였다. 가계의 소득과 소비의 확률적 층격부분은 처분가능소득과 소비지출에 대해 예측 가능한 부분인 가구주 교육수준, 출생년도, 거주지역, 가구원수, 가구 내 근로자수, 자녀수, 조사년도 더미 변수로 통제 하고 남은 잔차를 이용한다. 자세한 추정과정에 대해서는 Blundell et al.(2008)을 참고하였다.
6) Kaplan & Violante(2010)에 의하면 차입제약에 있는 가구의 경우 Blundell et al.(2008)방법에 의해 추정된 항상소득 충격에 대한 한계소비성향은 상방편의(upward bias)를 갖기 때문에 과대 추정될 수 있음을 보이고 있다. 따라서 추정된 값의 크기를 해석하는 것에 주의할 필요가 있다.
7) 특히, 소득여력이 취약하거나 소득흐름 불확실성이 큰 가구 가운데 부채상환 부담이 커진 가구를 중심으로 한계소비성향 하락이 크게 나타날 가능성이 있다(전승훈·신영임, 2009).
8) 소비자심리지수는 소비자동향조사의 26개 개별지수 중 소비자의 심리에 대한 종합적인 판단에 유용한 6개(현재생활형편 CSI, 생활형편전망CSI, 가계수입전망CSI, 소비지출전망CSI, 현재경기판단CSI, 향후경기전망CSI) 개별지수를 활용한 합성지수이다. 소비자심리지수는 평균값 100을 기준으로 100보다 크면 평균적인 경기상황보다 나음을, 100보다 작으면 평균적인 경기상황보다 좋지 않음을 나타낸다.
9) 분석을 위해 모형을 2차 다항식에 근사시켜 불확실성에 대한 경제주체의 반응을 고려하여 추정(PMCMC, Andrieu et al.(2010)) 하였다. 선형근사의 경우 모형 내 경제주체의 예비적 성향을 반영하지 못하는 한계가 있기 때문에 비선형근사에 의한 분석 결과와 선형근사에 의한 분석 결과의 함의는 다를 수 있다. 본고의 제한된 지면으로 모형 내 경제주체의 최적화조건(optimality condition) 및 파라미터 칼리브레이션(calibration)은 생략하였다. 이와 관련한 자세한 사항은 Garcia-Cicco et al.(2010)을 참고하였고, 모형의 해(solution)는 Schmitt-Grohe & Uribe(2004)를 참고하였다.
10) 크리스틴 라가르드 유럽중앙은행(ECB) 총재는 가계의 예비적 저축 증가로 인한 경기회복 속도 둔화에 대한 우려를 지적했다. 반면, 영국중앙은행(BOE)의 앤디 홀데인 수석 이코노미스트는 봉쇄 등으로 인한 비자발적 저축이 경제의 불확실성에 대한 예비적 저축보다 클 수 있다고 주장했다.
11) 다만, 코로나19 기간 동안 불확실성 요인으로 소비심리 변화를 설명하지 못하는 부분이 여전히 큰 것으로 볼 때, 코로나19 기간 동안 사회적 거리두기로 인한 비자발적 소비심리 변동이 불확실성으로 인한 예비적 소비심리 변동보다 큰 것으로 판단된다.
12) 본 분석에서는 동거 가구를 대상으로 분석하였고, Blundell et al.(2008)을 따라 소득이 급격하게 변한 가구(500% 상승한 가구와 80% 하락한 가구), 연소득이 10만원 이하인 가구는 분석에서 제외하였다. 또한 소비가 100% 상승한 가구와 소비 하락 폭 하위 5% 가구는 분석에 제외하였다.
  
 
참고문헌
 
강현주, 2020,『한국 경제의 장기추세와 코로나19』, 자본시장연구원 이슈보고서 20-21.
김대용·서정원, 2020, 최근 소비성향 변동요인 분석 및 시사점, 한국은행『조사통계월보』74(2).
서현덕, 2017, 최근 국내 가계 평균소비성향 감소에 대한 연구,『경제연구』35(3), 75-105.
전승훈·신영임, 2009,『가계의 소비구조, 소비불평등, 한계소비성향의 변화와 정책시사점』, 국회예산정책처.
Aguiar, M., Gopinath, G., 2007, Emerging market business cycles: The cycle is the trend, Journal of Political Economy 115(1), 69-102.
Ahir, H., Bloom, N., Furceri, D., 2018, The world uncertainty index, SSRN working paper 3275033.
Andrieu, C., Doucet, A., Holenstein, R., 2010, Particle markov chain monte carlo methods, Journal of the Royal Statistical Society: Series B (Statistical Methodology) 72(3), 269-342.
Benigno, G., Foerster, A., Otrok, C., Rebucci, A., 2020, Estimating macroeconomic models of financial crises: An endogenous regime-switching approach, National Bureau of Economic Research working paper No. w26935.
Blundell, R., Pistaferri, L., Preston, I., 2008, Consumption inequality and partial insurance, American Economic Review 98(5), 1887-1921.
Carroll, C. D., Kimball, M. S., 2006, Precautionary saving and precautionary wealth, CFS working paper No. w26935.
Coenen, G., Straub, R., 2005, Does government spending crowd in private consumption? Theory and empirical evidence for the euro area, International Finance 8(3), 435-470.
Garcia-Cicco, J., Pancrazi, R., Uribe, M., 2010, Real business cycles in emerging countries? American Economic Review 100(5), 2510-31.
Hall, R. E., 2009, By how much does GDP rise if the government buys more output? National Bureau of Economic Research working paper No. w15496.
Kaplan, G., Violante, G. L., 2010, How much consumption insurance beyond self-insurance? American Economic Journal: Macroeconomics 2(4), 53-87.
Kaplan, G., Violante, G. L., 2014, A model of the consumption response to fiscal stimulus payments, Econometrica 82(4), 1199-1239.
Park, K. Y., 2017, The wealthy hand-to-mouth households in South Korea, Global Economic Review 46(3), 299-324.
Ravn, M. O., Schmitt-Grohé, S., Uribe, M., 2012, Consumption, government spending, and the real exchange rate, Journal of Monetary Economics 59(3), 215-234.
Schmitt-Grohé, S., Uribe, M., 2004, Solving dynamic general equilibrium models using a second-order approximation to the policy function, Journal of Economic Dynamics and Control 28(4), 755-775.