주택가격변동의소비에대한자산효과추정및시사점 허문종수석연구원우리금융경영연구소거시분석실 I. 서론 1. 국내가계소비추이 우리나라는소비의경제성장에대한기여및경제안정화기능이지속적으로약화되고있다. 1990년대이후그격차가좁혀지기는했지만연평균가계소비증가율이 GDP 성장률을지속적으로밑돌면서 GDP에서가계소비가차지하는비중은 1970 년대평균 73.0% 에서글로벌금융위기이후 50.6% 까지축소되었고, 외환위기를기점으로가계소비의 GDP 성장기여도역시지속적으로낮아지고있다. 2. 가계소비부진의원인 소비는소득뿐아니라주식, 부동산등가계가보유하고있는자산의가격에의해서도영향을받는것으로알려져있는데, 경제이론에서는이를자산효과 (wealth effect) 라고하며이러한효과가현실경제에서실제로작동하고있다는것은여러실증연구들을통해밝혀진바있다. 기존연구들에따르면우리나라는소비에대한주택가격의자산효과가통계적으로유의하게존재하는것으로나타나고있다. 하지만가계소비의주택가격탄력성이분석기간마다다르게나타나고있고, 연구결과에따라서는 2000년대중반이후우리나라의주택가격자산효과가점차줄어들고있는것 < 그림 1> 실질 GDP 및가계소비증가율추이 < 그림 2> 가계소비의 GDP 성장기여도및비중 (%) (%p) (%) 12 9 73.0 75 10.3 8 70 7 61.3 65 8.6 6 58.2 60 7.4 7.2 5 5.1 53.7 7 6.7 50.6 55 6.1 4 4.1 4.1 50 3 45 4.3 2 1.9 40 3.6 1.7 1 35 2 0 30 1971~79 1980~89 1990~99 2000~13 1971~79 1980~89 1990~97 1998~08 2008~12 GDP 가계소비 가계소비의성장기여도 ( ) 가계소비의 GDP 비중 ( 우 ) 자료 : 한국은행 자료 : 한국은행 54 부동산포커스 Real Estate Focus
으로나타나고있다. 즉이는급격한소득증가세의둔화와함께자산효과의감소도 2000년대들어소비부진의한원인이었을가능성을시사한다. 우리나라주택가격은 2000년대들어몇차례하락한것을제외하고꾸준히높은상승세를유지했는데, 이에반해소비증가세는이와는상반된모습을나타내고있다. 이러한상황을반영하여본고에서는우리나라가계소비에대한주택가격의자산효과변화추이와그원인을살펴보고, 향후주택가격의움직임이가계소비에어떠한영향을줄것인지에대한시사점을도출하고자한다. 효과에해당된다. 둘째는대차대조표경로 (balance sheet channel) 로서보유자산의가치상승이담보가치를높여대출여력을확대하고이를통해소비를증가시키는효과를말한다. 마지막으로신호효과경로 (signaling effect channel) 는주택가격보다는경기선행지표인주가의변동에의해주로나타나는효과인데, 자산가격변동이최근경제상황에대한정보변수역할을하여자산의보유여부와관계없이모든경제주체들이전반적으로소비를변화시키는효과에해당된다. II. 자산가격변화가소비에미치는영향 1. 자산효과의정의 경제이론중소비에관한대표적이론인 Friedman 의항상소득가설 (permanent income hypothesis) 과 Modigliani의생애주기가설 (life-cycle income hypothesis) 에따르면, 가계소비는가계가평생동안벌어들일수있다고생각하는예상소득의현재가치에의해결정된다. 이들이론에따르면소비수준은가계의현재및미래의소득흐름뿐만아니라보유하고있는자산의가치변동에의해서도영향을받는데, 통상적으로보유자산 ( 금융 실물자산 ) 의가치변동에따른소비수준의변화를 자산효과 (wealth effect) 로정의한다. 2. 자산가격변화가소비에영향을미치는경로 대표적인실물 금융자산인주택과주식의가격변화가소비에영향을미치는경로는다음세가지로요약될수있다. 첫째는앞서이미언급한자산효과경로 (wealth effect channel) 를들수있는데, 현재와미래의소득흐름에큰변화가없더라도보유하고있는주택이나주식의가격상승만으로소비를증가시키는 3. 주택가격변동에따른소비영향의양면성 주택가격이상승할때주택보유자라하더라도향후이주계획이없다면소비에미치는영향은제한적이겠지만, 주택규모를줄여이주 (downsizers) 할계획이있는가계에는소비를늘리는효과가있을것으로보인다. 반면에주택을보유하고있지않거나보유하고있더라도더큰주택으로이주 (upsizers) 할계획이있는가계는주택가격이상승하더라도소비를줄이려는유인이존재할수있다. 특히향후주택구입을고려하고있는주택미보유자입장에서는주택가격상승이현재또는미래의소비재가격상승 ( 물가상승 ) 으로인식되어여타소비를줄이는효과로나타날수있다. 따라서주택가격변동이전체가계소비에미치는거시경제적영향은자산보유여부, 이주계획등에따른상반된효과의상대적크기에따라어떤방향 (+ 또는 -) 으로나타날지이론적으로명확하지않은측면이있다. III. 주택가격의소비에대한자산효과검증 1. 장기소비함수추정 1) 장기소비함수설정및추정결과 2013 November Vol.66 55
최근의주택가격변화가 1~4 분기의단기뿐아니라 1 년이상의장기에서도시차를두고나타나는지를검증하기위해주택가격지수가포함된장기소비함수를추정하였다. 이를위해소득, 주택가격, 주가, 금리등소비의주요결정요인과소비간의관계를규정한실증모형을다음과같이설정하였다. InC t = α + β 1 InY t + β 2 InH t + β 3 InS t + β 4 InR t + ε t 식 1 여기에서 C는가계소비, Y는처분가능소득, H는주택가격지수, S는 KOSPI 종합주가지수, R은회사채금리, ln은자연로그를의미한다. 가계소비에대한경제변수들간의장기적인균형관계가존재하는지검증하기위해 Johansen 의공적분검정을실시한결과, 가계소비, 처분가능소득, 주택가격, 주가, 금리간에다음과같은장기균형관계가안정적으로존재하는것으로나타났다. InC t = -0.0001 + 0.8425InY t + 0.0260InH t + 0.0342S t - 0.0032R t 식 2 추정된계수는주택가격이 10% 상승할때장기적으로가계소비가 0.3% 증가한다는것을의미한다. 주택가격에대한계수의부호는자산효과라는측면에서이론적으로예상부호에합치하지만, 기존연구들에비해서계수값이작게나타나분석기간전체를대상으로한주택가격의자산효과는크지않은것으로추정되었 다. 소비함수에포함된변수들간의계수의크기를비교해보면, 예상했던대로소득에대한계수가다른변수들의계수에비해월등이높아가계소비에가장큰영향을미치는장기적인변수는소득임을알수있다. 2) 외환위기전후장기소비함수비교추가적으로외환위기를기점으로가계소비와각변수들간의관계에구조적인변화가나타났을가능성을고려하여, 외환위기를전후로장기소비함수를각각추정해보았다. 외환위기이전데이터를이용하여추정된계수는주택가격이 10% 상승할때장기적으로가계소비가 1.6% 증가하는것으로나타나기존연구들과유사한수준의계수값이도출되었다. 하지만외환위기이후를대상으로추정한소비함수에서는주택가격이 10% 상승할때장기적으로가계소비가 3.0% 감소하는것으로추정되어, 이론적으로예상부호에부합하지않는것으로나타났다. 다만앞서지적한대로주택은자산인동시에내구성소비의대상이기때문에주택보유유무및보유자의특성에따라주택가격상승이가계소비에어떤방향 (+ 또는 -) 으로영향을미칠지이론적으로분명치않다는점을고려할필요가있다. 외환위기이후주택가격에대한계수가마이너스 (-) 값으로추정된원인에대해서는이하분석을통해좀더자세히살펴보도록한다. < 표 1> 외환위기전후장기소비함수추정결과 외환위기이전 (1986.1 분기 ~1997.4 분기 ) 외환위기이후 (1998.1 분기 ~2013.1 분기 ) 추정치 t 값추정치 t 값 α -0.0178-0.04 2.5178** 2.30 InY t 0.9267*** 31.79 0.8964*** 9.97 InH t 0.1585** 2.33-0.3042*** -3.65 InS t 0.0126 0.92 0.0229* 1.81 R t -0.0021-1.38-0.0052*** -4.34 주 : ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 수준에서통계적으로유의자료 : 우리금융경영연구소 56 부동산포커스 Real Estate Focus
2. 단기소비함수추정 앞서전기간 (1986.1 분기 ~ 2013.1 분기 ) 을대상으로추정한장기소비함수에서주택가격의자산효과는주가에비해크지않은것으로나타났다. 외환위기이전기간의자산효과가비교적뚜렷하게나타난반면외환위기이후기간의자산효과는주택가격의계수가마이너스 (-) 로추정되어전체기간의자산효과를과소추정하게만든것으로보인다. 따라서단기소비함수를통해장기소비함수와유사한결과를나타내는지살펴볼필요가있으며, 시점별로계수의변화추이를관찰함으로써주택가격의자산효과가변화하게된원인을검증하고자한다. 소비에대한주택가격의단기적인관계를추정하기위해다음과같은단기소비함수를설정하였다. ΔInC t = α + β t InC t-1 + β 2 ΔInY t + β 3 ΔInH t + β 4 ΔInS t + β 5 ΔU t + β 6 ΔR t + ε t 식 3 여기에서 C는가계소비, Y는처분가능소득, H는주택가격지수, S는 KOSPI 종합주가지수, U는실업률, R 은회사채금리를나타내고, ln은자연로그, Δ는전년동분기대비차분을의미한다. 분석결과 < 표 2> 와같은단기소비함수를얻을수있었다. 전체기간을대상으로추정된계수는주택가격과주가상승률이해당분기에 1%p씩상승했을때, 가계소비증가율이각각 0.054%p, 0.034%p 상승한다는것을의미한다. 다만 주가에대한계수가 1% 유의수준에서통계적으로유의한반면, 주택가격에대한계수는통계적으로유의하지않게나타나전체기간을대상으로한주택가격의단기적인자산효과는확실하지않은것으로보인다. 3. 외환위기전후자산효과의변화 1) 외환위기전후단기소비함수비교 장기소비함수와마찬가지로외환위기를기점으로구조적인변화가반영되었을가능성이있어외환위기를전후로단기소비함수를다시추정하였다. 외환위기이전추정결과는가계소비가주가보다주택가격변동에훨씬민감하게반응하는것으로나타났다. 그런데이와같은사실은우리나라가계가금융자산에비해실물자산을많이보유하고있다는사실과연관되어있을가능성이있다. 2012년기준우리나라의실물자산과금융자산의비중은 75:25 의비율을나타내, 미국 일본등다른선진국과비교할때실물자산의비중이월등히높은것을알수있다. 시기를구분한단기소비함수의추정결과는장기소비함수의추정결과와유사한패턴을나타내고있어앞서추정한결과를지지하고있다. 즉소득과주가의계수가시기와상관없이플러스 (+) 를나타내고통계적으로도유의한반면, 주택가격의계수는외환 < 표 2> 전체기간대상단기소비함수추정결과 ( 분석기간 : 1987.1 분기 ~ 2013.1 분기 ) 추정치 t 값 α -0.0039-1.34 ΔInC t-1 0.2456*** 3.93 ΔInY t 0.7224*** 11.51 ΔInH t 0.0543 1.28 ΔInS t 0.0344*** 4.52 ΔU t 0.0084** 2.52 ΔR t -0.0030*** -4.68 주 : ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 수준에서통계적으로유의자료 : 우리금융경영연구소 2013 November Vol.66 57
위기이전플러스 (+) 이던값이외환위기이후마이너스 (-) 로바뀌었다. 외환위기이전분석결과는주택가격상승률이 1%p 상승할때해당분기에가계소비증가율이 0.11%p 상승하는것으로추정되었으나, 외환위기이후분석결과는오히려 0.12%p 하락하는것으로추정되었다. 특히외환위기이후마이너스 (-) 로추정된주택가격의계수는통계적으로도 5% 수준에서유의성을나타내고있어, 적어도데이터상으로는주택가격상승률과소비증가율간에마이너스관계가추정된다. 이는자산효과를추정하기위한모델의적합성에원인이있을수도있지만, 앞서지적한대로소비에미치는주택가격자산효과의불명확성으로인해앞서추정한단기소비함수에서고려하지않은다른요인에의해소비가영향을받았을가능성을상정해볼수있다. 2) 시기에따른주택가격계수의변화추이 가계소비에대한각변수의시기별영향을좀더구체적으로알아보기위해, 시점을변경 (rolling) 해가며각변수의계수변화추이를살펴보았다. 측정방법은측정시점에서가용한모든과거데이터를이용한다는가정하에, 데이터를 4분기씩늘려가며시점별계수추정을반복하였다. 측정결과가계소비에대한주택가격의추정계수는 1999년 0.18 까지빠르게상승한이후하락세를보이기시작하더니 2000년대초반들어급격하게하락하는모습을나타냈다. 외환위기이후주택가격의자산효과가급격하게줄어든것으로보이는데, 이러한결과는앞서실시한장기 단기소비함수분석결과와일치하는것이다. 주택가격의추정계수는 2000년대초반이후줄곧 0.05 내외에서유지되고있는데, 이는 0.03 내외에서유지되고있는주가의추정계수와비교할때그격차가크게좁혀진것이다. 한편가계소비에대한소득의 < 표 3> 외환위기전후단기소비함수추정결과 외환위기이전 (1986.1 분기 ~1997.4 분기 ) 외환위기이후 (1998.1 분기 ~2013.1 분기 ) 추정치 t 값추정치 t 값 α -0.0065-1.10-0.0039-1.46 ΔInC t-1 0.2213*** 3.14 0.1664* 1.69 ΔInY t 0.8442*** 11.01 0.5201*** 5.42 ΔInH t 0.1057* 2.02-0.1228** -2.13 ΔInS t 0.0231* 1.91 0.0383*** 4.60 ΔU t 0.0207** 2.40-0.0104* -1.94 ΔR t -0.0009-1.01-0.0062*** -8.16 주 : ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 수준에서통계적으로유의자료 : 우리금융경영연구소 < 표 4> 주요국의실물및금융자산비중 (2012년기준 ) ( 단위 : %) 한국미국일본유로존영국 실물자산 75.1 31.0 40.9 57.9 50.1 금융자산 24.9 69.0 59.1 42.1 49.9 주 : 일본은 2011 년기준자료 : 우리금융경영연구소 58 부동산포커스 Real Estate Focus
< 그림 3> 시기에따른단기소비함수계수의추이 0.20 0.182 0.15 0.10 0.05 0.047 0.046 0.054 0.034 0.00 '96 '97 '98 '99 '00 '01 '02 '03 '04 '05 '06 '07 '08 '09 '10 '11 '12 '13 자료 : 우리금융경영연구소 주택가격 주가 계수는 1999년까지 0.85 내외에서유지되었으나 2000 년을기점으로급격하게하락하더니 2000년대들어 0.68~0.73 수준을유지하고있다. 외환위기이후가계소비에대한소득탄력성이낮아진것은외환위기이후나타난고용불안및양극화심화, 사회부담금및이자비용등비소비지출의증가가복합적으로영향을미친것으로추정된다. 3) 외환위기전후주택가격 - 소비간영향의변화원인 (1) 주택보유자측면 : 가계부채급증에따른소비위축 과거우리나라가계대출디레버리징은외환위기이후 (1998~1999 년 ) 와카드사태이후 (2003~2004년) 두차례발생했는데, 카드사태이후나타난가계의부채부담은소비여력을축소시킨주요인으로지목되고있다. 최요철 김은영 (2007) 의실증분석에서는 1988.1 분기 ~2006. 4분기기간동안주택가격의자산효과가통계적으로유의하지않게나타났는데, 저자들은 2001년하반기이후가계부채급증을동반한주택가격의가파른상승이가계소비에오히려부정적영향을미쳤을것으로추정하고있다. 본고에서는가계부채가소비에미치는영향을살펴 < 그림 4> 가계및비영리단체의대출금추이 (YoY, %) ( 배 ) 50 3.5 41.1 40 3.3 3.0 30 20 10 0 4.4 2.5 2.0-10 '95 1Q '99 1Q '03 1Q '07 1Q '11 1Q 1.5 자료 : 한국은행자금순환 가계대출증가율 ( ) 가계대출 /GNI( 우 ) 2013 November Vol.66 59
< 표 5> 가계부채를포함한단기소비함수추정결과 전체기간 (1987.1 분기 ~2013.1 분기 ) 외환위기이전 (1986.1 분기 ~1997.4 분기 ) 외환위기이후 (1998.1 분기 ~2013.1 분기 ) 추정치 t 값추정치 t 값추정치 t 값 α 0.0061 1.4762-0.0146* -1.7858 0.0018 0.3491 ΔInY t 0.8438*** 21.1990 0.9179*** 12.4562 0.7954*** 10.2428 ΔInH t 0.0712 1.4081 0.0666 1.0533-0.0092-0.0810 ΔInS t 0.0273*** 2.9420 0.0240* 1.7634 0.0329*** 2.6918 ΔR t -0.0033*** -4.6694-0.0013-1.2520-0.0049*** -6.1090 ΔD t -0.0006** -2.0496 0.0020** 2.3678-0.0005-1.2084 주 : 1) ***, **, * 는각각 1%, 5%, 10% 수준에서통계적으로유의 2) D 는소득대비가계부채비율 ( 가계대출 /GNI) 자료 : 우리금융경영연구소 보기위해소득대비가계부채 ( 가계대출 /GNI) 를새로운변수로추가하고단기소비함수를추정해보았다. 1987.3 분기 ~2013.1 분기전기간을분석대상으로한결과가계부채에대한계수는마이너스 (-) 이고통계적으로도 5% 수준에서유의한것으로나타나가계부채부담이소비에부정적인영향을미친것으로나타났다. 추정결과는소득대비가계부채비율 ( 가계대출 /GNI) 이 10%p 상승할때해당분기에가계소비증가율이 0.01%p 하락한다는것을보여주고있다. (2) 주택미보유자측면 : 주택가격급등에따른소비위축 외환위기이후장기 단기소비함수추정에서주택가격에대한계수가마이너스 (-) 로추정된것은앞서서술한주택보유자들의가계부채영향뿐아니라주택가격급등에따른미보유자들의소비위축이복합적으로반영된결과로추정된다. 2000년대들어우리나라주택가격은카드사태이후 3분기 (2004.3분기 ~2005.1분기 ), 글로벌금융위기이후 2분기 (2009.2~3 분기 ), 최근들어 3분기 (2012.4 분기 ~2013.2 분기 ) 동안에만완만하게하락세를기록하고나머지기간에는대부분높은상승세를기록했다. 2000년중 55.8( 월평균 ) 에불과했던주택가격지수는 2012년중 100.5 로두배가까 < 그림 5> 주택가격지수추이 (%) (2013.3월 100) 20 110 16.7 100 15 90 10 80 5 70 60 0 50-5 40 30-10 20 '86 '89 '92 '95 '98 '01 '04 '07 '10 자료 : 국민은행 전년대비상승률 ( ) 주택가격지수 ( 우 ) 60 부동산포커스 Real Estate Focus
이상승했다. 특히주택가격이급등했던 2001~2003 년, 2006~2008년기간동안에만주택가격은연평균각각 9.9%, 6.4% 의상승률을기록한것으로나타난다. 경기침체이후주택가격의회복은경기에대한신호효과로작용하며경제주체들의소비심리개선에도움을주기도한다. 그러나 2000년대우리나라주택시장에나타난현상처럼소득증가에비해주택가격상승속도가과도하고지속기간도길경우오히려주택미보유자들에게는소비를위축시키는결과를초래할수있다. 주택가격이급등하는과정에서향후주택구입을원하는주택미보유자들은소비를줄이고저축을늘리는선택을하였을것이고, 외환위기이후단기소비함수에나타난주택가격의마이너스 (-) 계수값은그러한효과가반영된결과로추정된다. 또한통상적으로주택가격상승은전세가격상승을불러오기때문에최근처럼전세가격이급등하는시기에는주택미보유자들의주거비용부담이커지면서소비위축이더욱심화될수밖에없다. IV. 결론 외환위기이후우리나라는소비에대한주택가격의자산효과가축소되었다는사실에주목할필요가있다. 즉이것은주택가격이상승하더라도그효과가소비증가로온전히전달되지않을수도있다는것을의미한다. 이러한사실을바탕으로다음과같은정책적인노력이요구된다. 첫째, 한국경제의구조적취약점으로지목되고있는가계부채가과도하게늘어나지않도록유도해야한다. 적정수준의가계부채는가계의유동성을확대시킨다는점에서긍정적이나, 소득대비부채가과도해질경우가계는원리금상환부담으로여타소비를줄일수밖에없어, 내수부진이심화되는부작용이나타날수있다. 특히최근처럼주택가격의자산효과가크게축소 된상황에서는주택가격이상승하더라도가계부채부담으로다른소비를늘릴수있는여력이크게축소되게된다. 둘째, 주택은자산인동시에내구성소비의대상이기때문에, 소득대비주택가격이과도하게상승하게될경우나타나는부작용을함께고려해야한다. 소득에비해지나치게높은주택가격형성으로주택구입시과도한부채를안게되어가계의건전한소비활동과자산형성이저해되고있는상황이다. 따라서중산층의소비부진을타개하기위해서주거비부담완화와주거안정이우선시되어야함을인식할필요가있다. 최근에는전세가격급등세가지속되면서주택미보유자들의주거부담이가중되고있다. 전 월세수요의매수전환유도, 저리의전세자금대출등정부의다양한대책들이발표되었지만전세시장의수급불균형이해소되지않고있다. 단기적으로는기존주택을활용한전세물량추가공급이시급하며, 중장기적으로는전세에서월세로바뀌어가는주택시장의구조변화를고려하여분양보다는임대위주의주택공급을유도할필요가있다. 마지막으로, 앞서분석결과에서자산효과가과거에비해줄어든반면소비에대한소득의영향력은과거나지금이나절대적인것으로나타났다. 소비가우리경제에서차지하는비중이크기때문에소득기반을안정적으로유지하는것은무엇보다중요하며, 이를위해서는고용안정이뒷받침되어야한다. 또한우리나라는과거에비해소비의경기완충작용이크게약화된것으로나타났는데, 소비가경기변동폭을확대하여경제주체들의소비 투자심리를위축시키지않도록하기위해서도소득을안정적으로유지하는것이필요하다. 2013 November Vol.66 61
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