최근의 불확실성과 소비와의 관계 분석
윤용준*∙이경태**
소비는 GDP의 절반 가량을 차지하고 투자 및 수출에 비하여 안정적으로 움직이기 때문에 경
기 흐름을 주도하면서도 그 변동을 완화시키는 역할을 한다. 그러나 2008년 글로벌 금융위기
발생 이후 민간소비 증가율이 GDP 성장률을 크게 하회하는 등 소비가 부진한 모습을 보이고
있다. 이러한 장기간에 걸친 소비부진은 글로벌 금융위기 이후 지속되고 있는 가계부채 누증,
소득분배구조 악화 등의 구조적 취약성에 주로 기인하는 것으로 설명되고 있으나, 최근 들어서
는 높은 불확실성 지속에 따른 가계의 소비행태 변화도 적지 않은 영향을 미쳤을 가능성이 제
기되고 있다.
본고에서는 불확실성이 소비에 미치는 효과를 분석하였으며 특히 그 파급경로를 소비유인과
관련된 심리경로, 가계의 예산제약에 변화를 주는 금융기관의 자금공급행태 및 금리조정과 관
련된 유동성 및 비용 경로 등으로 나누어 분석하였다.
분석결과 불확실성이 소비에 적지 않은 영향을 미친 것으로 나타났는데, 이는 불확실성이 대
체로 심리 및 비용 경로를 통해 소비에 부정적으로 작용한 것으로 분석되었다.
먼저 불확실성의 심리경로는 리먼사태 이후 불확실성이 장기화∙상시화된 가운데 가계의 낙
관적 기대성향이 약화되면서 경기둔화 신호에 대해 가계가 과민하게 반응한 데 따른 것으로 평
가된다. 한편 긍정적 신호에 대해 경계감을 보이는 관망행태(wait-and-see attitude)가 나타
나면서 전반적인 경기회복 흐름에도 불구하고 소비가 완만하게 증가하는 원인으로 작용한 것
으로 분석되었다. 또한 비용경로를 통한 소비부진은 높은 불확실성 하에서 금융기관의 신용위
험 평가가 보다 엄격해진 데 기인하며 특히 가계부채 누증에 따른 채무부담이 늘어날 경우 가
계에 대한 신용위험의 조정폭이 확대될 우려도 적지 않음을 보여준다.
이러한 분석결과는 대외요인에 의한 높은 수준의 불확실성이 앞으로도 지속될 가능성이 크
다는 점을 감안할 때 향후 소비 증가세 회복 및 지속성 확보를 위해서는 가계부문으로의 안정
적 소득흐름 등을 통해 불확실성에 대한 소비의 내성을 키우는 것이 관건임을 시사한다. 특히
저소득층의 경우에는 여타 소득계층에 비해 비관적 심리경향이 뚜렷하고 부채보유가구의 채무
부담이 높은 데다 담보능력 약화 등으로 금융 접근성도 낮아 불확실성에 더욱 취약한 점을 고
려한 대책마련이 요구된다. 아울러 소비전망의 정도(精度) 제고를 위해서는 불확실성과 관련된
대외 리스크 요인을 면밀히 점검하는 한편 소비에 미치는 영향력을 경로별로 점검하는 체계를
구축할 필요가 있겠다. 한편 일부 실증분석 결과가 분석기간의 제약 및 관련 데이터 미비 등으
로 불확실성의 소비에 대한 파급경로별 점검결과와 일치되지 않는 것으로 나타난 면도 있어 연
구방법 등에 대한 지속적인 보완도 필요한 것으로 판단된다.
* 조사국 동향분석팀 과장(전화 : 02-759-4186, e-mail : yongjune.yoon@bok.or.kr)
** 경남본부 경남기획조사팀 조사역(전화 : 055-260-5092, e-mail : kytlee@bok.or.kr)
■ 본 자료의 내용은 한국은행의 공식견해가 아니라 집필자 개인의 견해라는 점을 밝힙니다.
따라서 본 자료의 내용을 보도하거나 인용할 경우에는 집필자명을 반드시 명시하여 주시기 바랍니다.
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MONTHLY BULLETIN
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
Ⅰ.머리말
적인 경기흐름에 비해 부진한 모습1)을 보
Ⅱ. 불확실성이 소비에 미치는 파급경로
여 왔다. 이처럼 장기간에 걸쳐 소비 증가
Ⅲ. 불확실성이 소비에 미치는 영향에
대한 실증분석
가 제한적인 데에는 글로벌 금융위기 이후
Ⅳ. 맺음말
부진 등 구조적 원인이 영향을 미친 것으
가계부채 누증, 소득분배 악화, 주택시장
로 분석되어 왔다. 그런데 최근에는 불확
I. 머리말
실성 확대가 소비를 제약하고 있다는 주장
이 설득력을 얻고 있다2).
일반적으로 소비는 GDP의 절반 정도를
유로지역 재정위기가 뚜렷한 해결책을
차지하고 투자, 수출에 비해 안정적으로
찾지 못하면서 글로벌 금융시장 불안이 반
움직이기 때문에 경기흐름을 주도하고 변
복되는 가운데 미국의 낮은 성장세 및 중
동을 완화시키는 역할을 하게 된다. 그러
국의 경착륙 가능성 등 세계경제의 저성장
나 2008년 리먼브라더스 파산으로 촉발된
우려가 심화되면서 대외 불확실성이 장기
글로벌 금융위기(이하 글로벌 금융위기)
화∙상시화됨에 따라 경제주체의 불안심
발생 당시 소비는 GDP보다 더 큰 폭으로
리가 확대되어 소비부진으로 이어졌을 가
감소하였으며, 이후 회복과정에서도 전반
능성이 제기되고 있다.
1) 글로벌 금융위기 이후 민간소비 증가율은 GDP 성장률을 하회하는 가운데 최근 들어 그 격차가 리먼사태 이전(2001~07년)
에 비해 확대되면서 GDP 성장에 대한 기여율이 30%대 후반으로 크게 하락하였다.
GDP 및 민간소비 증가율 및 기여율1)
▶
▶
▶
2001~07
4.7
4.1
48.0
GDP 성장률(%)
민간소비 증가율(%)
GDP성장에 대한 민간소비 기여율(%)
2008~09
1.3
0.7
26.9
2010~12
4.0
2.8
37.8
주 : 1) 기간중 연평균
자료 : 한국은행
2) 지난해 가계 처분가능소득 및 실질소득이 예년 수준을 상회하는 견조한 증가세를 나타내었음에도 불구하고 가계소비지출
의 증가세가 빠르게 둔화 또는 하락한 것은 심리위축에 따른 소비활력저하에 기인한 것으로 지적되고 있다.
가계 처분가능소득1) 및 실질소득 증가율
8
(전년동기대비. %)
6
6.3
4
4.6
2
0
-2
-4
08.1/4
처분가능소득
실질소득
09.1/4
가계소비지출 증가율
(전년동기대비. %)
10.1/4
11.1/4
주 : 1) 명목소득-비소비지출
자료 : 통계청
12.1/4
12
10
8
6
4
2
0
-2
-4
-6
-8
-10
08.1/4
1.0
-0.7
명목
09.1/4
10.1/4
11.1/4
실질
12.1/4
자료 : 통계청
March 2013
15
특히 글로벌 금융위기 이후 GDP 대비
토대로 시사점을 찾아보았다.
수출비중이 50% 내외 수준까지 상승하는
등 높은 대외의존도로 우리 경제가 대외
불안요인에 더욱 민감한 구조로 전환함에
Ⅱ. 불확실성이 소비에
미치는 파급경로
따라 불확실성이 소비에 미치는 영향도 과
거에 비해 보다 다양한 경로를 통해 강도
1. 기존연구 개관
높게 파급되고 있는 것으로 추측된다. 그
러나 불확실성과 소비와의 관계에 대한 그
(불확실성)
간의 연구에서는 불확실성이 소비로 파급
되는 효과를 구체적 파급과정에 대한 명시
불확실성에 대한 일관된 정의는 존재하
적 고려없이 분석함으로써 파급영향을 과
지 않지만 사전적으로는 미래에 전개될 상
소평가 하거나 불확실성 확대에 따른 가계
황에 대해 정확히 예측하기 어렵거나 어떤
의 다양한 대응행태를 면밀하게 분석하지
상황이 발생할 가능성을 명확히 측정할 수
못하는 한계를 나타내었다.
없는 상태로 정의된다. 정의상 명확한 개
이러한 문제의식을 바탕으로 본고는 글
로벌 금융위기 이후 불확실성이 소비에 미
념설정이 곤란함에 따라 불확실성 측정에
는 다양한 방식이 적용되고 있다.
치는 영향력 변화를 세부 파급경로에 주안
대표적으로는 리스크3) 개념을 적용한 측
점을 두고 분석하였다. 이를 통해 불확실
정이 활용되고 있는데 그 중에서도 소비자
성과 소비간의 관계변화를 구체화시킴으
심리지수 등 서베이(survey)자료를 이용
로써 효과적인 정책방향을 도출하고 경제
하는 방식과 주가, 환율, 금리 등 금융지표
전망의 정도(精度)를 높이고자 하였다.
의 변동성 및 신용스프레드를 혼합한 방식
본고의 구성은 다음과 같다. 먼저 제Ⅱ
이 주로 이용되고 있다.
장에서는 불확실성이 소비에 미치는 경로
이를 구체적으로 살펴보면 먼저 서베이
들을 설정하고 불확실성 변동에 대한 경로
자료를 이용하는 방식의 경우는 공식적 경
별 민감성을 점검하였다. 제Ⅲ장에서는 실
제통계로는 포착이 어려운 경제상황 변화
증분석을 통해 불확실성이 소비에 미치는
에 대한 경제주체의 기대변화, 불확실성
영향력의 변화정도를 파악하고 그 원인을
평가 등 주관적 판단을 수량화해냄으로써
경로별로 나누어 규명하였다. 마지막으로
계량적 분석이 가능하다는 장점을 갖추고
제Ⅳ장에서는 분석 결과를 요약하고 이를
있다. 그러나 조사 시점 및 주기 등 서베이
3) Knight(1921)는 위험(risk)을 발생 확률과 분포가 알려져 있고 계산할 수 있는 것으로, 불확실성은 과거의 선험적인 정보
나 데이터로부터 확률과 분포를 계산할 수 없는 독특한 상황으로 구분하여 정의하였다.
16
MONTHLY BULLETIN
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
방식뿐만 아니라 언론 보도행태4) 등과 같
적 요인의 영향도 어느 정도 배제할 수 있
은 경제외적 요인에 의해서도 과도하게 반
다는 장점을 갖고 있다.
응하면서 경기판단에 대한 오버슈팅문제
다만 최근 들어서는 금융지표의 변동성
가 발생할 수 있다는 지적을 받고 있다.
만으로 불확실성을 측정할 경우 실제 상황
즉, 경기하강 국면이나 높은 불확실성이
을 과소평가할 우려가 있다. 미국의 재정절
상존하는 경우, 응답자들의 군집행동(herd
벽(fiscal cliff) 위험, 유럽 재정위기의 장
behavior)으로 인해 실제 경기흐름과 상
기화 우려 등으로 세계 경제의 구조적 리스
이한 모습의 지수변화가 초래될 수 있다는
크 요인이 상존하고 있음에도 불구하고 주
문제점을 안고 있다.
요국의 완화적 통화정책 및 과다채무국에
한편 금융변수를 활용한 불확실성 측정
은 금리, 환율 등 가격지표의 변동성이 불
대한 구제금융 확대 등으로 글로벌 금융시
장의 변동성이 축소되고 있기 때문이다.
확실 요인의 증감에 의해 확대 또는 축소
이러한 점을 보완하기 위해 본고는 IMF
된다는 경험적 관측에 바탕을 두고 있다.
에서 제시한 금융스트레스지수(financial
금융시장 참가자들이 금융시장에 내재된
stress index)를 기본으로 Bloom et
불확실성을 평가하고 이를 가격결정시 활
al.(2011)6)의‘뉴스를 바탕으로 측정한 불
용하기 때문에 가격변동은 불확실성에 대
한 평가를 수반하게 된다. 이러한 금융지
표는 거시경제 전반의 객관적 상황을 반영
하면서도 신속한 자료입수가 가능하다는
점 때문에 IMF5) 등 주요 국제기구 뿐만 아
<그림 1>
불확실성 지수
60
50
40
30
니라 학계에서도 불확실성 지표로서 폭넓
게 활용되어 오고 있다. 아울러 일반인을
대상으로 하는 서베이지수와는 달리 전문
가의 집단적 인식을 반영함에 따라 경제외
20
10
0
00.1
02.1
04.1
06.1
08.1
10.1
12.1
4) 이완수∙심재철∙박양수(2007)는 경제뉴스의 보도 논조가 소비자의 경제심리에 즉각적인 영향을 미치는데, 특히 경기확
장기보다 하강국면에서 그 효과가 더 크다고 분석하였다.
5) IMF(2009)는 은행부문(은행업 주가지수의 상대적 변동성 및 은행채와 국고채간 수익률스프레드), 외환시장(명목실효환
율 변동성), 주식시장(주가지수 변동성 및 주가지수 평균하락률), 채권시장(신용 및 장단기 스프레드) 등 4개 부문에 속하
는 7가지 금융지표를 결합한 불확실성지수를 산정하여 금융불안 상황을 국가별로 비교한 바 있다.
6) 경제주체들은 조세정책 변경, 정부지출 확대 및 감축, 규제 시행 및 철폐, 정책금리 변동, 경기전망 등에 대해 민감하게 반
응하는 경향이 있는데, 주로 인터넷, 신문, 방송 등 언론보도로부터 동 정보들을 취득한다. 이러한 점을 반영하여 Bloom
et al.(2011)은 언론에서 경제관련 정책변화가 언급되는 빈도수(불확실성에 대한 노출 정도)등을 합성하여 불확실성지수
를 측정하였다.
March 2013
17
확실성7)(news-based uncertainty)’
지수
다. 특히 대규모 충격 이후 빠르게 축소되
를 추가하여 거시경제 불확실성지수를 산
었던 이전 모습과는 달리 최근 들어서도
출하였다8).
IT버블 및 카드사태에 근접한 수준을 기록
하는 등 높은 수준의 불확실성이 이어지고
<표 1>
1)
기간별 불확실성지수
있다.
불확실성지수
IT버블 및 카드사태
(00.1월~03.12월)
14.7
(28.7)
안정기
(04.1월~07.12월)
5.6
(12.8)
리먼사태
(08.1월~08.12월)
24.5
(50.8)
리먼이후
(09.1월~12.12월)
12.4
(35.4)
(파급경로)
지금까지의 연구결과들은 불확실성이
소비에 미치는 파급경로를 명시적으로 제
시하지 않고 있으며, 대부분은 불확실성과
주 : 1) 기간중 평균
2) ( )내는 기간중 최고치
소비와의 관계를 예비적 저축가설을 통해
암묵적으로 설명9)하는 정도에 머물러 있
동 지수에 따르면 불확실성은 2000년대
다. 예비적 저축가설에 따르면 가계는 항
초반까지는 IT 버블붕괴 및 카드사태
상소득을 기초로 전 생애에 걸쳐 고른 소
(2000~03년) 등 대규모 충격으로 급등락
비를 유지하려 하지만 불확실성이 확대되
하는 불안정한 움직임을 반복하였다. 이후
는 상황에서는 미래에 예기치 못한 소득감
2000년대 중반에는 오랜 기간에 걸쳐 안
소로 인해 합리적 소비흐름이 어려워질 수
정된 모습을 보였으나 리먼 브라더스 파산
있음을 인지하게 된다. 따라서 사전적으로
(2008.9월)을 전후하여서 재차 확대되었
불확실성을 평가하고 이에 근거하여 미래
7) 금융시장 불확실성을 나타내는 지표로 널리 활용되는 VIX(Volatility Index)를 보면 최근 들어 글로벌 금융위기 이전 수
준으로 회귀하였으나, Bloom(2012)의 뉴스 불확실성(news-based uncertainty)은 2010년 이후에도 가파른 상승세를
지속하고 있다.
VIX 및 미국 뉴스 불확실성지수1)
45
40
35
30
25
20
15
10
08.1
미국 뉴스 불확실성(우축)
VIX(좌축)
09.1
10.1
11.1
12.1
180
160
140
120
100
80
60
40
20
0
주 : 1) 12개월 이동평균
자료 : Bloom(2012)
8) 자세한 측정방법은‘<부록 1> 불확실성지수 측정’
을 참조하기 바란다.
9) 자세한 내용은 Leland(1969), Sandmo(1970), Skinner(1988), Carroll and Samwick(1995, 1997) 등을 참고하기 바란다.
18
MONTHLY BULLETIN
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
의 소득흐름을 안정적으로 유지하기 위해
달 여건을 나타내는 유동성 경로, 세 번째
저축을 하고 현재소비를 줄인다. 그 결과
는 가계 지출부담에 영향을 주는 금융비용
전 생애에 걸친 최적 소비흐름이 불확실성
을 의미하는 비용 경로를 설정하였다.
이 존재하지 않는 경우와 상이한 모습을
보인다.
<그림 2> 불확실성이 소비에 미치는 경로
그러나 예비적 저축가설만으로 불확실
불확실성 확대
성과 소비간의 관계를 설명하기에는 한계
심리
<소비유인 측면>
유동성
<자금조달 측면>
비용
<지출부담 측면>
-비관적 기대 확산
-관망태도 강화
-금융기관-가계간
정보의 비대칭성 심화
-금융기관 대출태도
보수화
-가계 신용위험 상승
-리스크 프리미엄 확대
소비심리 변동성 확대
유동성 제약
가계 조달금리 상승
가 있다. 특히 우리나라의 경우에는 2000
년대 들어 가계저축률10)이 매우 낮은 수준
에 머무르고 있는 데다 글로벌 금융위기
이후에는 불확실성 확대에도 불구하고 저
축률이 더욱 낮아진 점을 고려할 때 예비
소비 위축
적 저축가설을 적용하여 설명하기에는 부
족한 부분이 존재한다.
먼저 심리 경로는 가계의 합리적 최적소
이러한 한계를 감안하여 본고에서는 기
비선택 과정으로 설명이 가능하다. 합리적
존 연구들을 종합해 불확실성이 소비에 미
소비자의 경우 미래소득이 불확실해지면
치는 경로를 세분화하였으며 크게 세 가지
최적화를 위해 현재소비를 줄이고 미래소
로 구분하였다. 첫 번째로는 소비유인과 관
비를 늘림으로써 기간간 소비의 한계효용
련된 심리경로를, 두 번째로는 가계 예산제
을 같게 하려는 경향을 보이게 된다11). 이러
약조건으로서 금융기관으로부터의 자금조
한 기간간 소비조정은 가계의 위험기피도
10) 1990년대 평균 20%대의 높은 수준을 유지하였던 가계저축률이 2000년대에 5%대로 급락한 후 2011년에는 2.7%를 기
록하였다.
1990~99년
2000~10년
2011년
▶ 가계 순저축률(기간중 평균, %)
19.8
4.7
2.7
11) 불확실성이 없는 경우 소비자는 현재(1기)와 미래(2기) 각각 C 만큼의 소비를 하여 현재와 미래 모두 u′
(C )만큼의 한계효
—라면, 미래소비의 기대한계효용은
용을 얻을 수 있다. 이때 불확실성으로 미래의 소비가 50%의 확률로 C2이거나 C
2
—
̃2 )로 현재소비의 한계효용 u′
u′
(C
(C )를 상회함으로써 평탄화된 소비를 선호하는 소비자는 현재소비를 줄이고 미래소비
는 늘리려 하게된다.
한계효용
u′
(C 2 )
—
̃2 )
u′
(C
u′
(C )
—
u′
(C 2 )
C2
—
C
—
C
2
u′
(C 2 )
C2
March 2013
19
가 높을수록 확대되는데 위험기피도의 경우
금공급 여건 변화에 따른 가계의 예산제약
불확실성의 정도 및 지속기간과 정(+)의 관
과 연관된다. 불확실성이 높은 시기에는
계를 갖는다는 점에서 불확실성이 장기화되
미래전망이 어려워지면서 대출태도를 보
고 높아질수록 위험기피도를 나타내는 가계
수적으로 전환하는 금융기관들이 늘어나
의 심리가 더욱 불안해지면서 소비조정 효
고 그만큼 유동성제약에 직면하는 가계도
과가 확대된다고 볼 수 있다.
늘어나게 된다. 특히 대출상환능력이 취약
특히 내구재 소비의 경우 관망적(wait-
한 저소득층에 대한 심사기준이 엄격14)해
and-see attitude) 심리와 연관되어 여타
지게 되는데, 저소득가계의 경우 평균소비
재화에 비해 소비조정 효과가 더욱 크게
성향이 높고 소득 이상으로 지출을 하는
나타날 수 있다. 불확실성이 확대될 경우
적자가계가 많아 유동성제약에 쉽게 처하
기업은 투자의 비가역성12)(irreversibility)
면서 소비위축으로 이어질 소지가 높다.
및 자본재 감가상각에 따른 비용지출 부담
세 번째, 비용 경로는 리스크 프리미엄
등을 고려하여 투자지출을 미루거나 축소
확대로 금리가 상승하면서 소비가 위축되
하는 관망적 행태가 뚜렷해지는데, 가계도
는 가계의 금융비용 변화를 통한 파급경로
내구재 구입 결정에 있어 이와 유사한 상
를 의미한다. 불확실성 등으로 금융시장이
황에 처하게 된다. 만일 가계가 미래소득
불안한 경우 금융기관은 미래에 발생할 수
이 불확실한 시점에서 자동차 등 내구재를
있는 손실에 대비하고 적정수준의 이익을
구매시 미래의 유지∙보수 비용지출 및 재
확보하기 위해 가산금리15)를 높게 책정하
매각시 발생하는 손실의 기대치가 증가함
게 된다. 이러한 금리 경로에 의한 소비변
에 따라 균형소비량을 줄이는 방향으로 영
동 효과는 가계부채 수준과도 밀접한 관계
향을 미치게 된다13).
를 갖게 되는데 같은 수준의 금리변동이라
두 번째, 유동성 경로는 금융기관의 자
하더라도 가계부채 누증으로 채무부담이
12) 일반적으로 자본재 투자는 장기간에 걸친 유지 및 보수 비용이 요구되므로 투자 결정시 미래 영업이익에 대한 신중한 전
망이 필요하다. 또한 집행 및 완료까지의 시차가 긴 편인 데다 재매각에 따른 손실 및 매몰비용 등이 수반되기 때문에 일
단 투자가 결정되면 취소 또는 축소가 어려워지는 비가역적 상황에 처하게 된다.
13) Romer(1990), Bloom(2012) 등은 불확실성 확대로 미래 기대소득수준이 감소하면 내구재 소비에 수반되는 유지∙보수
비용의 소득대비 부담이 증가하여 불확실성이 완화될 때까지 내구재 소비를 미루면서 최적균형을 달성하고자 한다고 주
장하였다.
14) 불확실성이 커지면 부동산 등 가계의 담보가치가 크게 변동하는 가운데 소득수준 및 직업안정성 등에 대한 금융기관과
가계간 정보의 비대칭성이 심화되면서 저소득층을 중심으로 대출심사기준이 엄격해진다. Hakkio et al.(2009)는 대출
심사 서베이(Senior Loan Officier Opinion Survey)를 이용한 실증분석에서 불확실성이 높아 금융스트레스지수가 크
게 상승하는 시기에 은행들의 대출태도가 보수적으로 변화는 모습이 뚜렷하게 나타난다는 연구결과를 발표한 바 있다.
15) 금융기관이 대출금리 책정시 자체적으로 결정할 수 있는 부가금리는 크게 업무비용(인건비, 시설관리비 등), 위험비용(신
용등급에 따라 발생할 수 있는 예상손실, 자금조달 및 운용상 만기불일치에 따른 유동성리스크 관리비용, 수신부대비용
등), 목표이익률(은행 이익확보) 등으로 구성되는데 부가금리 변동의 대부분은 위험비용의 평가에 의해 좌우된다.
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MONTHLY BULLETIN
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
과도할 경우가 그렇지 않은 경우에 비해
반면 변이계수를 통해 GDP 및 산업생산
금융소비자 입장에서는 더 큰 비용부담을
지수 등 경기지표와의 변동성을 비교해보
느끼게 된다. 또한 불확실성이 장기화된
면(<표 2>) 리먼사태 이전에는 심리지수와
상황에서는 일단 가산금리가 상향조정되
경기지표가 대체로 유사한 수준을 보였으
면 불확실성이 축소되더라도 상당기간에
나 리먼사태 이후에는 심리지수의 변동성
걸쳐 높은 수준을 유지하는 하방경직적 특
이 경기지표의 1.5배 수준으로 확대된 것
징이 나타날 수도 있다.
으로 나타났다.
<표 2>
2. 파급경로별 효과 점검
가. 심리 경로
가계의 소비심리를 보면 글로벌 금융위
기 이후 심리변화가 잦아진 가운데 비관적
소비자심리지수, GDP 및
산업생산지수의 변이계수
심리지수 GDP 산업생산 A/B A/C
(A)
(B) 지수(C)
IT버블 및 카드사태 10.2 5.8 6.6 1.8 1.5
안정기
7.0 5.6 6.8 1.3 1.0
리먼사태
7.9 2.2 2.5 3.6 3.2
리먼이후
7.2 4.8 5.0 1.5 1.5
자료 : 한국은행, 통계청
기대성향이 강화된 모습을 보이고 있다.
<그림 3>에 따르면, 소비자심리지수는
이 같은 심리지수의 변동성 확대는 가계
리먼사태를 전후하여 급격히 변동한 뒤에
의 소비심리가 실제 경기상황 이상으로 불
도 진폭이 크게 축소되지 못하면서 표준편
안정해졌음을 의미한다. 이는 장기간에 걸
차로 평가한 변동성이 리먼사태 이전 안정
친 대내외 불안요인의 반복적 재생으로 경
기에 비해 확대된 것으로 나타나고 있다.
기상황 변화에 대한 부정적 시각이 확대되
면서 나타난 현상으로 판단된다.
<그림 3> 소비자심리지수의 기간별 표준편차
<그림 4>는 소비자심리지수의 구성지표
중 현재 및 미래의 소비여건을 보여주는
15
현재생활형편CSI 및 생활형편전망CSI를
10.3
나타내고 있다. 대체로 경제위기의 영향이
10
8.2
6.9
7.4
크지 않아 견실한 성장세가 유지되는 시기
에는 전망치가 실적치를 상회하는 것으로
5
나타나 실제 생활형편에 비해 장래 전망에
대한 기대가 긍정적으로 형성되었음을 보
0
IT버블 및
카드사태
안정기
리먼사태
리먼이후
(00.1/4~03.4/4)
(04.1/4~07.4/4)
(08.1/4~08.4/4)
(09.1/4~12.4/4)
여준다. 반면 경제위기의 영향으로 성장세
가 크게 위축되는 시기에는 비관적 기대가
March 2013
21
확산되면서 두 지수간 격차가 축소되는 경
여타 소득계층에 비해 상대적으로 빠르게
향을 보인 점을 감안하면 2011년 하반기
하락하고 있어 저소득층의 비관적 심리변
이후 두 지수간 격차가 낮게 유지되는 모
화가 격차축소에 상당부분 작용했을 것으
습은 최근 가계의 비관적 기대가 적지 않
로 보인다.
은 수준임을 가늠하게 한다.
또한 소비자들의 비관적 성향과 아울러
특히 <그림 5>에서 나타나는 것처럼 월
관망행태도 강화되는 모습이다. <그림 6>
소득 100만원미만 가계의 전망 기대치가
을 보면, 소비자심리지수의 상승시 증가폭
의 표준편차가 하락시 표준편차를 하회하
<그림 4> 생활형편전망 및 현재생활형편 CSI
120
50
110
는 것으로 나타나고 있는데 이러한 상방경
직적 반응은 가계가 보수적인 태도를 보이
생활형편전망CSI(좌축)(A)
100
40
90
80
으로 경기상황에 대한 인식을 변화시키기
20
보다 확인과정을 거치려는 속성이 강화되
10
고 있음을 나타낸다고 볼 수 있다16).
70
60
현재생활형편CSI(좌축)(B)
50
A-B(우축)
40
면서 긍정적 경기여건 변화에 대해 즉각적
30
30
20
97.1Q
00.1Q
03.1Q
06.1Q
09.1Q
0
12.1Q
주 : 1) 음영기간은 해당 경제위기 기간을 표시
자료 : 한국은행, 통계청
<그림 6>
6
소비자심리지수 증감폭1)
(p)
상승폭
표준편차
1.0
4
<그림 5>
소득별 생활형편전망 CSI
120
2
0
110
하락폭
표준편차
1.3
-2
100
-4
90
-6
80
-8
10.1
100만원 미만
100~200만원
200~300만원
300만원 이상
70
60
50
09.1
10.1
11.1
12.1
자료 : 한국은행「소비자동향조사」
7
11.1
7
12.1
7
주 : 1) 전기대비 기준
2) F-test 검정결과 하락폭의 표준편차가 상
승폭의 표준편차보다 유의하게 큰 것으로
나타남(p-value=0.06)
자료 : 한국은행「소비자동향조사」
16) 과거 경기하강국면이 장기간 지속되었던 시기의 경우 경기저점 통과 이후 소비심리 지표의 상승폭이 제한적이었으며 선
행성에 있어서도 선행시차가 짧아지는 등 약화되는 모습을 보였다.
경기저점 통과이후 소비자심리지수 상승폭 및 선행시차
▶
▶
22
저점통과이후 6개월간상승폭(pt)
선행시차
MONTHLY BULLETIN
02.12월~05.4월(장기 수축기)
30
2~3개월 선행
08.1월~09.2월(단기 수축기)
52
3개월 선행
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
아울러 2012년 들어 가계소득이 견조하
리먼사태 발생으로 대출태도가 일시적으로
게 증가하고 있음에도 불구하고 평균소비
급격히 보수적으로 전환되었지만, 이후 빠
성향(3/4분기 기준)이 소득 1~2분위를 중
르게 개선되면서 완화기조가 이어져 왔다.
심으로 통계편제 이래 가장 낮은 수준으로
다만 2011년 하반기 들어 유로지역 재정위
하락하였는데 소비자들의 관망행태가 소
기 재부각, 주요국 경기둔화 우려 등으로 보
비성향 하락에 어느 정도 영향을 미쳤을
수 기조로 전환하였으나 가계신용위험지수
것으로 생각된다.
가 2000년대 초반의 카드사태 수준까지 상
<표 3>
전 체
1분위
2분위
3분위
4분위
5분위
평균소비성향1)2)
2003
0.77
1.36
0.94
0.81
0.73
0.64
2008
0.75
1.29
0.94
0.80
0.74
0.60
<그림 7> 가계 신용위험 및 대출태도 지수
2011
0.78
1.28
0.92
0.83
0.76
0.63
2012
0.74
1.17
0.85
0.79
0.73
0.60
주 : 1) 소비지출/가처분소득
2) 각 연도별 3/4분기 기준
50
(완화)
40
가계신용위험지수
30
20
10
0
-10
-20
가계일반대출태도지수
-30
-40
나. 유동성 경로
-50
02.1Q 04.1Q
06.1Q 08.1Q 10.1Q
12.1Q
자료 : 한국은행「대출행태서베이」
심리변화와는 달리 가계부문에 대한 유
동성공급은 글로벌 금융위기를 전후하여
서도 큰 변화가 나타나지 않는 모습이다.
앞서 기술한 바와 같이 불확실성이 확대
되면 신용위험이 증가하면서 금융기관들의
대출행태가 보수적으로 전환되는 것이 일반
적이다. 그러나 금번 글로벌 금융위기에서
는 이러한 보수적 태도가 뚜렷하게 나타나
고 있지 않다. <그림 7>의 가계부문에 대한
금융기관의 대출태도지수17) 움직임을 보면
<그림 8> 중소기업 신용위험 및 대출태도 지수
(완화)
70
60
50
40
30
20
10
0
-10
-20
-30
-40
02.1Q 04.1Q
중소기업신용위험지수
중소기업대출태도지수
06.1Q 08.1Q 10.1Q
12.1Q
자료 : 한국은행「대출행태서베이」
17) 가계대출태도지수는 주택대출 및 일반대출로 구분되는데, 주택대출태도지수는 불확실성에 연계된 가계신용위험 보다는
주택가격 등 부동산시장 여건에 더 민감하게 반응하는 경향이 있다. 이를 감안하여 본고는 가계신용위험과 금융기관 대
출태도와의 관계를 살펴보기 위해 가계일반대출태도지수를 사용하였다.
March 2013
23
승한 점을 감안하면 보수화 정도는 제한적
전성은 상대적으로 높은 평가를 받고 있다.
인 것으로 평가된다. 더욱이 신용위험 상승
특히 가계대출의 60% 이상을 차지하고 있
과 함께 빠른 속도로 보수화되고 있는 중소
는 주택담보대출의 경우 낮은 위험가중치
기업의 경우와 비교해보면 가계부문에 대한
적용 등으로 금융기관의 취급유인이 오히
완화적 대출태도가 모든 부문에서 나타나는
려 증대19)되고 있는 실정이다. 이 같은 인
일반적 현상이라고 보기 어렵다.
식변화는 실제 대출 실적으로 나타나 리먼
이와 같은 가계부문에 대한 우호적 대출
사태 이전 중소기업대출을 하회하던 가계
태도는 가계대출의 상대적 안전성을 불확
대출 증가율이 2009년부터는 중소기업대
실성이 오히려 부각시킴으로써 나타난 결
출을 상회하고 있다.
과로 해석된다. 경기개선 부진 등으로 기업
다. 비용 경로
금융에 대한 위험인식은 높아진 반면 주택
등 담보설정이 용이하고 연체율이 기업대
출의 절반 수준18)에 불과한 소매금융의 안
금융위기 극복의 일환으로 통화정책 완화
기조가 지속됨에 따라 시장금리 및 전체 가
<그림 9>
25
계대출금리가 글로벌 금융위기 이후 큰 폭
차주별 은행대출1) 증가율
으로 하락하여 낮은 수준을 지속하고 있다.
(전년대비,%)
20
중소기업
그러나 신용위험을 나타내는 리스크 프리
가계
미엄은 여전히 높은 수준을 지속함에 따라
15
차주의 신용도에 따른 금리차별의 정도가
10
심한 가계신용대출의 금리수준은 오히려
5
글로벌 금융위기 이전의 평균수준을 상회
0
하는 모습이다20). 이에 따라 글로벌 금융위
-5
2007
2008
2009
2010
2011
기 전후 가계의 신용대출 증가세가 주택담
2012
주 : 1) 국내은행, 말잔 기준
자료 : 금융감독원
보대출에 비해 크게 낮은 수준을 기록하였
18) 2012.10월말 가계대출 연체율은 1.0%로 기업대출(1.6%)을 큰 폭 상회하였다.
가계 및 기업 대출 연체율
▶ 가계대출
▶ 기업대출
연체율
연체율
2008
0.6
1.5
2009
0.5
1.0
2010
0.6
1.1
(%)
2011
0.7
1.1
2012.10월
1.0
1.6
19) 바젤Ⅲ 도입에 대비하여 은행들은 새로 추가된 감독기준(BIS 자기자본비율 8%를 기준으로 보통주 자본비율, 기본자본
비율 등 세부항목별로 추가적 요건을 충족)을 맞추기 위해 위험도가 높은 자산은 축소하고 국채, 통안채, 주택담보대출,
우량기업대출 등 안전자산을 취급할 유인이 더욱 높아졌다.
24
MONTHLY BULLETIN
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
<표 4>
신용대출금리 및 가계대출 증감률
(%, %p)
가 계 대 출 금 리1)
주택담보대출금리
신용대출금리
<스 프 레 드2)>
가 계 대 출 증 감 률 3)
(신 용 대 출)
(주 택 담 보 대 출)
리먼사태 이전
리먼사태 이후
(2005.1~08.5월) (2009.1~12.12월)
6.05
5.45
5.91
5.02
7.02
7.38
2.82
4.79
9.5
9.0
9.9
5.0
0.3
7.7
주 : 1) 예금은행, 신규취급액 기준
2) 신용대출금리 - 기준금리
3) 전년동기대비, 예금은행 기준
다(<표 4>). 글로벌 금융위기 이전 평균 2%
대 후반 포인트를 기록했던 가계신용대출
금리와 기준금리와의 격차는 위기 이후에
두 배 가까운 수준으로 확대21)되었다22).
한편 리먼사태 이후에도 지속되고 있는
가계부채 누증은 금융비용 경로 효과를 증
폭시키는 요인으로 작용할 가능성이 있다.
<그림 10>을 보면 가계의 이자상환비율(이
자비용/가처분소득)이 사상 최고수준인
3%대까지 상승하는 등 가계의 채무부담이
계속적으로 늘어나고 있다.
20) 신용위험이 낮은 주택담보대출과 기준금리와의 격차가 지속적으로 하락하고 있는 점을 감안할 때 신용대출과 기준금리
간 스프레드 확대는 리스크 프리미엄 상승에 주로 기인함을 알 수 있다.
6
5
(%p)
기준금리와 가계대출금리1)간 격차
신용대출
주택담보대출
4
3
2
1
0
05.1 06.1 07.1 08.1 09.1 10.1 11.1 12.1
주 : 1) 신규취급액 기준
자료 : 한국은행
21) 2012.7~8월중 금융당국의 가산금리 부가 자제 유도에 따른 저금리 신용대출 확대 등으로 금리격차가 일시 급락하였으
나 9월 들어서는 동 대출에 대한 취급유인이 약화되면서 재차 반등하였다.
22) 이처럼 높은 수준의 신용위험이 상존하면서 기준금리 변동에 대한 대출금리의 반응도 둔감해진 것으로 나타나고 있다.
기준금리 인하(25bp 기준) 이후 은행 가계대출금리의 하락폭을 보면 리먼사태 이전 평균 29bp에서 이후에는 12bp로 크
게 축소되었다. 이는 높은 불확실성이 금융기관의 탄력적 금리조정을 일부 제약하면서 나타난 현상일 가능성이 있다.
기준금리 인하 전후 은행 가계대출금리 하락폭
금리하락폭1)(bp)
기준금리 인하기
리먼사태 이전
리먼사태 이후
01.2~09. 9월(4회)
03.5~04.11월(4회)
08.10~09.2월(6회)
12.7~11월(2회)
29
123)
주 : 1) 기준금리 인하(25bp 기준) 당월(t) 기준 익월(t+1) 금리와 전월(t-1) 금리간 변동폭 평균
2) ( )내는 기준금리 인하 횟수
3) 2012.7월 기준금리 인하는 금융당국의 가산금리 부가자제 유도 등이 작용한 점을 감안하여 평균치 산정시 제외
자료 : 한국은행
March 2013
25
<그림 10>
12
확실성 확대가 소비를 제약하는 효과는 저
이자비용1) 및 이자상환비율2)
(만원)
(%)
3.0
으로 판단된다.
이자상환비율(우축)
10
이자비용(좌축)
8
소득층 채무가계에서 더욱 크게 나타날 것
2.5
6
4
Ⅲ. 불확실성이 소비에 미치는
영향에 대한 실증 분석
2.0
2
1. 장단기 영향력 분석
0
03.1/4
1.5
05.1/4
07.1/4
09.1/4
11.1/4
주 : 1) 가구당 평균, 실질기준
2) 이자비용/가처분소득
자료 : 통계청「가계동향조사」
앞장에서 살펴본 바에 따르면 리먼사태
이후 불확실성이 큰 시기에는 불확실성이
소비에 미치는 부정적 영향이 그렇지 않은
채무부담이 확대되면 동일수준으로 금
리가 인상되더라도 가계가 느끼는 채무부
담은 커질 수밖에 없는데, 가계부채 보유
가구중 저소득층의 원리금상환비율(DSR)
이 고소득층의 두 배 수준에 이르는 부채
구조 등을 감안할 때 비용 경로에 있어 불
는 이 같은 현상이 실제로 나타나고 있는
지 여부를 확인하기 위해 불확실성이 소
비에 미치는 전반적인 영향을 실증분석 하
여 보았다. 이를 위해 먼저 가계소비지출,
가처분소득 및 불확실성지수로 구성된 아
래와 같은 소비함수를 설정하였다. 여기서
<그림 11>
소득분위별 부채보유가구의
원리금상환부담률1)(DSR)
가처분소득은 대표적인 소비결정요인으로
가계 예산제약식의 항상소득 측면을 나타
25
22.1
20
시기에 비해 큰 것으로 보인다. 본절에서
2010년
20.0
2011년
17.6
14.4
15
14.0
12.0
11.4
9.4
10
12.9
11.4
9.2 9.0
내며 불확실성지수는 소득요인으로 설명
되지 않는 소비변동분을 불확실성이 얼마
만큼 설명할 수 있는지를 확인하기 위해
포함하였다23). 한편 <모형 1>과 같이 불확
실성이 높은 시기에 불확실성에 대한 소비
5
의 민감도가 변화할 수 있을 가능성을 고
0
1분위
2분위
3분위
4분위
주 : 1) 해당분위별 중위값기준
자료 : 한국은행
5분위
6분위
려하여 불확실성이 급등한 시기를 더미
(dummy)로 설정하였다.
23) 다만 가계부채는 유동성 제약 완화를 통해 소비를 늘리는 요인으로 작용하지만(유동성 경로) 가계부채가 과다해질 경우
원리금 상환부담 증가로 소비위축 요인으로 작용(채무부담 경로)하는 효과가 혼재되어 있어 설명변수에서 제외하였다.
26
MONTHLY BULLETIN
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
<모형 1>
장기균형식을 설정하여 동태적 최소자승
ln(Cons)t = β1+β2 ln(Income)t
법(Dynamic OLS)을 통해 각 설명변수가
+(β3+β4D)ln(Unc)t
소비에 미치는 영향력을 확인하였다. 또
한, 소비가 장기균형경로에서 이탈하면 단
<모형 2>
기적 조정과정을 거쳐 장기균형상태로 회
ln(Cons)t = β1+β2 ln(Income)t
귀한다는 판단하에 오차수정항(error
+β3ln(Unc)t
correction term)을 포함하는 단기동태식
단, Cons : 가계소비지출,
도 함께 추정하여 소비변동의 요인별 기여
Income : 가처분소득,
도를 파악하였다. 대상기간은 2000.1/4
Unc : 불확실성지수,
D : 불확실성이 장기평균치를 상
회하는 글로벌 금융위기 이후
시기 여부에 대한 더미변수
~12.3/4분기로 설정하였다.
<표 5>는 장기균형식에 대한 추정결과를
나타낸 것이다.
<표 5>
본 추정에 사용된 시계열자료는 가계소
비 및 가처분소득의 경우 통계청「가계동
향조사」
의 도시가구통계 중 소비지출 및
가처분소득(근로소득 - 비소비지출)을, 불
확실성지수는 <부록 1>에서 측정한 불확실
성지수를 각각 이용하였다24).
소비 장기균형식 추정결과
설명변수
가처분소득(β2)
불확실성지수(β3)
- 불확실성 추가 계수(β4)
상수항(β1)
불확실성이 소비에 어떠한 영향을 미치
는지 분석하기에 앞서 각각의 설명변수들
에 대해서 단위근 검정을 실시하였다. 검
정결과 모든 변수들은 5% 유의수준에서
불안정(non-stationary) 시계열로 판명
되었다. 또한 각 변수들 간에는 장기적 균
형관계를 의미하는 안정적인 공적분 관계
25)
가 성립하는 것으로 확인되었다 .
이러한 점을 감안하여 수준변수들 간의
Adj. R2
모형 1
0.325***
(5.83)
-0.018**
(-2.18)
0.004
(1.37)
10.003***
(12.45)
0.910
모형 2
0.343***
(8.11)
-0.011*
(-1.78)
—
9.74***
(16.00)
0.916
주 : 1) ( )내는 t값이며 ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%
수준에서 유의함을 의미
2) 더미기간은 불확실성이 장기평균 수준을 상회(글
로벌 금융위기 이전 기간 평균보다 2표준편차 이
상)하였던2008.1/4~09.2/4분기,2011.2/4~12.3/4
분기로 설정
3) 오차항은 AR(1)과정을 따른다고 가정
추정 결과에 따르면 모든 변수들이 통계
적으로 유의한 가운데 계수의 부호도 이론
적 직관과 부합하게 불확실성은 음(-)의
24) 소비지출 및 가처분소득은 실질변수로서 계절성이 있는 것으로 나타나 X-12-ARIMA로 계절조정하였다.
25) 변수별 단위근 검정결과 및 공적분관계 검정결과는 <부록 2>를 참고하기 바란다.
March 2013
27
영향력을, 가처분소득은 양(+)의 영향력을
를, 불확실성 변동과는 음(-)의 관계를 갖는
갖는 것으로 나타났다. 다만 글로벌 금융
것을 나타나 이론 및 직관에 부합하였다.
위기 이후 불확실성이 장기 평균치를 크게
상회하는 시기에 불확실성에 대한 소비의
<표 6>
소비 단기동태식 추정결과
설명변수
민감도가 더욱 확대되는 것으로 나타나지
Δ가처분소득
는 않았다26).
한편 소비의 단기적 행태변화를 파악하
Δ불확실성
기 위해 Engle과 Granger에 의해 개발된
상수항
오차수정모형(Error Correction Model)
을 장기균형식에서 도출한 오차수정항과
오차수정항(-1)
설명∙종속 변수의 차분값을 이용하여 아
Adj. R2
모형 1
0.501***
(3.41)
-0.010***
(-3.02)
-0.001
(-0.55)
-0.425***
(-2.77)
0.321
모형 2
0.501***
(3.43)
-0.010***
(-2.87)
-0.001
(-0.70)
-0.471***
(-3.62)
0.343
주 : 1) ( )내는 t값이며 ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%
수준에서 유의함을 의미
래와 같이 설정하였다.
ΔConst = C+βiΔX t +EC t -1+εt
한편 최근의 소비변동성 확대27)가 불확실
X t = (Incomet , Unct )、
성과 연관되어 있는지 여부를 분산분해28)
단, Cons : 가계소비지출,
(variance decomposition)를 통하여 살펴보
Income : 가처분소득,
았다. 즉, 불확실성지수의 변동충격에 대한
Unc : 불확실성지수,
EC : 장기균형식의 오차수정항
소비증감률의 반응을 통해 불확실성지수가
추정오차의 변화를 어느 정도 설명하고 있
먼저 오차수정항의 계수가 음수이면서 통
는지 분석하였다. <그림 12>의 분산분해 결
계적으로 유의한 것으로 나타나 소비와 가
과를 보면, 불확실성 충격이 소비증가율 변
처분소득, 불확실성간의 장기균형관계를 뒷
화에 미친 영향력은 1분기 1%에서 2분기 이
받침하는 것으로 나타났다. 추정결과 소비
후 크게 증가하여 장기적으로는 소비변동의
변화는 가처분소득 변화와는 양(+)의 관계
약 19%를 설명하는 것으로 나타났다.
26) <모형 2>의 결과에서 나타난 것처럼 불확실성 증폭시기 더미를 고려하지 않은 경우에 있어서도 불확실성이 소비에 미치
는 음(-)의 영향력은 유의한 것으로 나타났다.
27) 가계소비 증가율의 표준편차를 보면, 리먼사태 이후 가계소비 변동성이 이전 안정기에 비해 확대된 것으로 나타났다.
가계소비 증가율의 기간별 표준편차
외환위기
5.4
IT버블 및 카드사태
1.9
안정기
1.2
리먼사태
3.1
리먼 이후
1.5
28) 소비증가율의 분산분해는 불확실성, 소득, 소비의 차분변수를 이용하였으며 변수 배열순서는 불확실성, 소득, 소비 순으로
설정하였다. 소비를 제외한 나머지 변수들은 배열순서를 변경하더라도 분산분해결과에 큰 차이가 없었다.
28
MONTHLY BULLETIN
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
<그림 12>
100
2. 파급경로별 분석
소비증가율의 분산분해
소비
(%)
소득
불확실성
불확실성이 소비에 미치는 영향을 파급
80
57
52
51
50
48
50
47
46
경로별로 살펴보기 위해 가계소비와 불확
60
실성지수에 경로별 대표변수인 소비자심
40
20
리지수, 가계일반대출태도지수 및 금융비
35
35
40
39
38
37
37
8
10
12
13
16
19
19
정하여 추정하였다30)31). 분석기간은 2000.
1
1Q
2Q
3Q
4Q
5Q
6Q
7Q
8Q
1/4~12.3/4분기로 설정하였다.
42
0
용29)을 각각 추가한 3변수 VAR모형을 설
이러한 결과를 바탕으로 소비변동에 대
X t = AX t -1+
한 기여율을 산출하여 기간별로 살펴본 결
단, X t = [Δ불확실성지수, (Δ소비자심
과, 리먼사태를 전후하여 불확실성 기여율
리지수, Δ가계일반대출태도
은 확대된 반면 소득은 축소된 것으로 나
지수, Δ금리비용), Δ소비]
타나 최근의 소비변화가 불확실성의 변화
에 적지 않게 영향을 받고 있음을 시사하
는 결과로 해석할 수 있다.
<표 7>
변수 배열순서는 불확실성 충격이 파급경
로를 통해 소비에 미치는 영향을 분석하는
점을 고려하여 불확실성, 경로별 변수32)(소
소비변동의 요인별 기여율
(%)
위기 이전
(00.1/4~07.4/4)
리먼사태
(08.1/4~08.4/4)
리먼이후
(09.1/4~12.3/4)
t
비자심리지수, 가계일반대출태도지수, 금
불확실성
소득
20.8
46.5
19.6
57.0
소비심리에 미치는 부정적 영향(불확실성
22.3
38.3
→ 심리)은 유의하게 나타났다. 다만 소비
융비용), 소비 순으로 설정하였다.
충격반응함수를 보면, 불확실성 확대가
심리와 소비(심리 → 소비)는 정(+)의 관계
를 가지나 그 유의성은 약한 것으로 나타
났다.
29) 가계신용, CD금리 등을 이용하여 산출한 명목이자부담비용을 소비자물가지수로 실질화하여 측정하였다.
30) 가계일반대출태도지수를 제외한 모든 변수는 로그변환 하였다.
31) 소비자심리지수, 가계일반대출태도지수 및 금융비용 변수들과 불확실성지수와의 상관관계 및 인과관계는 <부록 3>을
참고하기 바란다.
32) 소비자심리지수, 가계대출태도지수 및 금융비용에 대한 단위근검정 결과는 <부록 2>를 참고하기 바란다.
March 2013
29
유동성 경로는 불확실성 확대가 가계일
이상의 결과를 종합하면 일부 실증결과
반대출태도에 미친 효과는 유의하지 않으
가 앞의 파급경로별 효과점검 결과와 서로
나, 가계일반대출태도가 완화될 경우 소비
일치하지 않는 측면이 있지만 글로벌 금융
는 증가하는 것으로 나타났다.
위기 이후 불확실성 심화는 가계의 소비심
마지막으로 비용 경로를 보면, 불확실성
리에 부정적으로 작용하고 있으며 주로 가
이 확대될 경우 금융비용이 상승하고, 이
계의 금융비용 경로를 통해 소비에 부정적
는 소비에 유의한 수준에서 부정적 영향을
영향을 미친 것으로 분석되었다.
미치는 것으로 나타났다.
<그림 13>
불확실성 상승이 세부 경로별로 소비에 미치는 충격
불확실성 → 심리
0.04
심리
경로
심리 → 소비
0.008
0.004
0
0
-0.04
-0.08
-0.004
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
-0.008
불확실성 → 가계일반대출태도
유동성
경로
가계일반대출태도 → 소비
2.00
0.02
0.00
0.01
0.00
-2.00
-4.00
-0.01
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
-0.02
불확실성 → 금융비용
비용
경로
0.004
0.04
0
0.02
-0.004
0
-0.008
-0.012
-0.04
-0.06
MONTHLY BULLETIN
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
금융비용 → 소비
0.06
-0.02
30
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
-0.016
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
Ⅳ. 맺음말
이러한 분석 결과는 대외 요인에 의한
높은 수준의 불확실성이 앞으로도 지속될
본고에서는 불확실성이 소비에 미치는
가능성이 높다는 점을 감안할 때 향후 소
영향을 기존의 분석범위를 확대하여 파급
비 증가세 회복 및 지속성 확보를 위해서
경로별로도 세분화하여 분석하여 보았다.
는 가계부문으로의 안정적 소득흐름 등을
파급경로는 불확실성과 소비간 관계와 관
통해 불확실성에 대한 소비의 내성을 키우
련된 그간의 이론적 논의를 종합적으로 고
는 것이 관건임을 시사한다. 특히 저소득
려하여 심리 경로, 유동성 경로 및 비용 경
층의 경우에는 여타 소득계층에 비해 비관
로 등 세 부문으로 구분하였다.
적 심리를 나타내는 경향이 뚜렷하고 부채
분석결과 장단기 균형식을 이용한 추정
보유가구의 경우 채무부담이 높은 데다 담
에서는 불확실성이 소비에 미치는 영향의
보능력 약화 등으로 금융 접근성도 낮아
강도가 금융위기 이후 불확실성 증폭과 더
불확실성에 더욱 취약한 점을 감안한 정책
불어 확대되고 소비의 변화도 불확실성에
적 배려가 요구된다. 아울러 소비전망의
적지 않은 영향을 받는 것으로 나타났다.
정도(精度) 제고를 위해서는 불확실성과
또한 불확실성의 경로별 파급효과 점검과
관련된 대외 리스크 요인을 면밀히 점검하
충격반응분석을 통해 경로별로 소비에 미
는 한편 소비에 미치는 영향력을 경로별로
치는 영향을 세분화한 결과 불확실성은 대
점검하는 체계를 구축할 필요가 있겠다.
체로 심리 및 비용 경로를 통해 소비에 영
한편 일부 실증분석 결과가 분석기간의
향을 주는 것으로 나타났다. 심리경로에서
제약 및 관련 데이터 미비 등으로 불확실
는 리먼사태 이후 높은 불확실성 지속으로
성의 소비에 대한 파급경로별 분석결과와
가계의 미래에 대한 낙관적 기대성향이 약
일치되지 않는 것으로 나타난 측면도 있어
화되면서 경기둔화 신호에 가계가 민감하
연구방법 등에 대한 지속적인 보완도 필요
게 반응함에 따라 소비에 부정적인 영향을
한 것으로 판단된다.
미치는 것으로 파악되었다. 반면 긍정적
경기전환 신호에는 경계감을 나타내는 관
망행태를 보였는데 이는 경기개선에도 불
구하고 소비회복이 더디게 나타나는 원인
으로 작용하였다. 다음으로 비용 경로는
높은 불확실성 하에서 가계대출에 대한 금
융기관의 신용위험 평가가 보다 엄격해진
데 따른 것으로 분석되었다.
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March 2013
33
<부록 1>
불확실성지수 측정
불확실성지수 구성변수
한 부문에서 불확실성을 대용하는
부문
변수명
외환시장 명목실효환율변동성(GARCH모형적용)
주가지수 변동성(GARCH모형적용)
주식시장
주가지수 하락률
신용스프레드
채권시장 (회사채3년물 － 국고채3년물)
장단기스프레드(CP － 국고채3년물)
뉴스
미국∙유럽의 news-based
불확실성 uncertainty index 평균1)
지표를 활용하였다.
주 : 1) 출처는 www.policyuncertaintyindex.com
본고의 불확실성지수는 IMF의
금융스트레스지수 작성방식33)을 원
용하되 금융 및 뉴스관련 불확실성
을 종합적으로 평가하기 위해 다양
우선 국내 금융부문의 불확실성
지수산출은 IMF에서 제시한 방
을 나타내는 지표로는 장단기스프
식과 유사하게 먼저 6개 개별지표
레드(CP-국고채3년물), 신용스프
의 평균값과 표준편차를 이용하여
레드(회사채3년물 - 국고채 3년
각각의 표준화지수를 산출한 후 이
물), 명목실효환율변동성, 주가지수
들 표준화지수를 합성한 지표의 평
변동성, 주가지수하락률 등 5개 지
균값을 0과 100 사이의 값으로 변
표를 이용하였다. 대외불확실성을
환하여 지수화하였다.
나타내는 지표로는 Bloom(2012)의
뉴스 불확실성지표를 대리변수로
개별 표준화지수 : Yi,t =
이용하였다.
33) IMF의 금융스트레스지수는 다음의 지표로 구성된다.
IMF Financial Stress Index 구성변수
부 문
은행업 부분
외환시장
주식시장
채권시장
34
MONTHLY BULLETIN
변수명
은행업 주가지수 상대적 변동성(베타)
은행채와 국고채 수익률 스프레드
명목실효환율 변동성(GARCH모형 적용)
주가지수 변동성(GARCH모형 적용)
주가지수 평균하락률
신용스프레드
장단기스프레드
—
Xi,t -X
i
Si
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
— 1 T
단, Xi = T ΣX
i,t
t =1
1 T
—2
S i = T -1Σ(X
i,t -Xi )
t =1
* Xi,t : 구성변수,
t : 표준화 구간(2003년 1월
~2011년 12월)
1 6
종합지수 : Z i = 6 ΣY
i,t
i =1
이에 따른 산출결과는 아래와 같다.
불확실성 지수
120
100
80
60
40
20
0
97.1 99.1 01.1 03.1 05.1 07.1 09.1 11.1
March 2013
35
<부록 2>
개별변수 단위근 및 공적분관계 검정결과
변수별 단위근 검정 결과
ADF
불확실성지수
소비자심리지수
가처분소득
소비
가계일반대출태도
금융비용
상수항
-2.311
-3.946***
-2.153
-2.488
-3.021**
-1.783
추세 포함
-2.284
-3.947**
-1.941
-3.541**
-3.691**
-2.705
Phillips-Perron
상수항
추세 포함
-2.311
-2.284
-3.320**
-3.497*
-2.159
-1.966
-2.684*
-3.526**
-3.294**
-3.865**
-1.263
-1.901
주 : 1) 단위근 검정시 ADF검정은 SIC 최소시차 기준, PP검정은 Newey-West방식이 제시하는 차수를 최
적시차로 선정
2) ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%수준에서 단위근의 존재를 기각함을 나타냄
장기균형식 공적분 검정 결과
Engle & Granger
－
상 수 항
추세포함
ADF
Phillips-Perron
-7.189***
[0.000]
-7.115***
[0.000]
-7.114***
[0.000]
-7.184***
[0.000]
-7.114***
[0.000]
-7.114***
[0.000]
주 : 1) 단위근 검정시 ADF검정은 SIC 최소시차 기준, PP검정은 Newey-West방식이 제시하는 차수를 최
적시차로 선정
2) [ ]내는 p-값이며 ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%수준에서 기각됨을 나타냄
36
MONTHLY BULLETIN
최근의 불확실성과
소비와의 관계 분석
<부록 3>
불확실성과 각 변수간의 시차상관관계 분석 및
Granger 인과관계 검정결과
시차상관관계
시 차
소비자심리지수
가계일반대출태도
금융비용
t-2
0.17
-0.06
-0.32
t-1
-0.27
-0.07
0.26
t
-0.31
-0.17
0.48
t+1
0.09
-0.39
0.21
t+2
-0.16
0.10
0.05
주 : 1) 불확실성, 소비자심리지수 및 금융비용은 증감률, 가계대출태도는 증감을 이용
Granger 인과관계1)
불확실성 � 소비심리
소비심리 � 불확실성
불확실성 �
가계일반대출태도
가계일반대출태도 �
불확실성
불확실성 � 금융비용
금융비용 � 불확실성
1
3.28
(0.08)
0.42
(0.52)
0.31
(0.57)
7.36
(0.01)
0.16
(0.69)
1.18
(0.28)
2
1.98
(0.15)
0.93
(0.40)
0.03
(0.97)
3.84
(0.03)
6.37
(0.00)
0.86
(0.43)
3
1.47
(0.24)
1.61
(0.20)
0.34
(0.79)
2.80
(0.06)
4.84
(0.00)
1.19
(0.32)
4
0.84
(0.51)
1.12
(0.36)
0.29
(0.88)
2.23
(0.09)
8.05
(0.00)
2.01
(0.11)
주 : 1) 불확실성, 소비자심리지수 및 금융비용은 증감률, 가계대출태도는 증감을 이용
2) ( ) 는 p-value
March 2013
37