김기성 이루어져야하는지출비목으로간주된다 [7]. 다른연령층의소비 자들에비해노인소비자들에게는의료비나주거비는다른품목에 비해상대적으로조정하기어려운품목으로간주되며 [8, 14], 이 들의건강은이들이식품과의료품목에어느정도의지출비를할 당하는가에크게영향을받으며이두품목지출간에는절충이

Original Article Fam. Environ. Res. Vol.53, No.3, June 2015: 309-318 http://dx.doi.org/10.6115/fer.2015.024 ISSN 2288-3541(Print) ISSN 2288-355X(Online) 고령화가한국가계의의식주, 의료품목수요에미치는영향 김기성상지대학교생활과학산업학과 Effect of Ageing on Household Demand for Clothing, Food, Housing, and Medical Care Commodities in Korea Kisung Kim Department of Home Economics, Sangji University, Wonju, Korea Family and Environment Research Abstract This study investigates to investigate the ageing effect on household demand for clothing, food, housing and medical care commodities in Korea using a demand system model. The cross-sectional and time-series data from Statistics Korea on urban household expenditures and age projection analyzed household demands of consumption commodities. The household head age and elderly population ratio were employed for proxy variables of ageing. Ageing variable elasticities of commodity demands were estimated. Study results show that ageing variables significantly influenced on a household demand for commodities; clothing and food consumption decreases; however, housing and medical care consumption increases with ageing. The elasticities of total consumption expenditures and price variables were estimated in the demand analysis; these two variables significantly impacted almost all of the household consumption for the studied commodities. This study provides an opportunity to examine how ageing influences household consumption for clothing, food, housing and medical care commodities as Korean society experiences a rapid ageing. It is also meaningful that this study conducted a quantitative measuring of the household demands for commodities that was different from past research on the household consumption expenditures for commodities. Keywords ageing, household, demand, consumption, elasticity 서론 고령화는세계적인추세로특히한국의고령화는 Organisation for Economic Co-operation Received: October 22, 2014 Revised: January 25, 2015 Accepted: February 3, 2015 Corresponding Author: Kisung Kim Department of Home Economics, Sangji University, 83 Sangjidae-gil, Wonju 220-702, Korea Tel: +82-33-730-0490 Fax: +82-33-730-0403 E-mail: fsts@naver.com and Development (OECD) 국가중그진행속도가가장빠른나라중하나이며이미고령화사회에도달해있다 [15]. 한국의 65세이상노인인구비율은이미 2000년도에 7% 를넘어섰고 2010년도에는 11% 에도달했으며 2020년도에는 15.7%, 2030년도에 24.3%, 2050년도에 37.3% 를예상하고있다 [21]. 또한고령화지수도지속적으로증가해 1980년도에 11.2% 에서 2010년에 67.7% 에도달해있으며 2030 년에는 193% 가될것으로전망하고있다 [21]. 한국가계의가구주의평균연령도 1980년 37.2세에서지속적으로증가해 2013년에는 49.4세가되었다 [21]. 이러한한국사회의인구고령화는고령인구집단이경험하게되는경제적문제와더불어신체적건강의문제로나타나고있다. 특히노인소비자는건강한노년기의생활을영위하기위해서는소비생활에서전통적으로중요한소비재였던의식주품목과더불어의료품목에대한소비도필수적으로 Copyright 2015 by the Korean Home Economics Association 309

김기성 이루어져야하는지출비목으로간주된다 [7]. 다른연령층의소비 자들에비해노인소비자들에게는의료비나주거비는다른품목에 비해상대적으로조정하기어려운품목으로간주되며 [8, 14], 이 들의건강은이들이식품과의료품목에어느정도의지출비를할 당하는가에크게영향을받으며이두품목지출간에는절충이필 요할것이다 [28]. 따라서가계는고령화가진행됨에따라주어진 소비지출예산내에서더욱필요로하는소비품목에더많은지출 을할것이며상대적으로덜필요한품목의소비는줄일것으로 생각된다. 노인가계뿐만아니라일반가계에서도연령은가계의소비지 출과긴밀한관련이있으며가계구성원의연령혹은가구주의연 령이증가함에따라특정소비품목에대한지출이증가하거나감 소하며 [8, 23, 29], 특히의식주소비지출은의료소비지출과유의 미한상관관계를갖는다 [7]. 그러므로이런상황에서는의료품목 의소비는가계의필수재적성격을갖는다른소비재품목의소비 와대체혹은보완적관계를형성한다. 이러한관계의변화는한 국가계의소비지출변화로부터개괄적인추론이가능하다. 지난 20 년동안의식주와의료품목들중의복과식품소비에서상대적 으로큰변화를보여주는데, 도시가계의총소비지출에서이들품 목이차지하는지출비율을보면, 1990 년도에각각 9.8%, 26.6%, 10%, 6.2% 이였던것이 2012 년에는 6.7%, 14.1%, 10.3%, 6.4% 으로변화가있었다 [19]. 가격의상승을감안한실질비중을보더 라도 1990 년대에서 2010 년대까지의식주및의료품목들의지출 비중은어느정도변화가있어왔는데, 특히식품에서괄목할만한 비중의변화가있었다 (Table 1) [20]. 실질소비지출면에서의이러 한변화는궁극적으로가계의경제적, 인구통계적상황의변화의 결과이며그에따른소비선호체계의변화를반영한것으로생각 되어진다. 최근몇몇의국내연구들이대부분노인가계의소비품목에대한 소비지출비와가계의유형변인들과의관계를규명하는것을중심 으로이루어져오고있다 [13, 23-25, 28-30]. 그러나이들연구 대부분은실제가계소비에있어구매력을측정할수있는수요량 Table 1. Average Annual Composition Ratio of Household Consumption Expenditures for Food, Clothing, Housing and Medical Care (%) (Real Terms in Constant Price of 2010) Year Food Clothing Housing Medical care 1990s 26.1 7.3 9.4 5.7 2000s 16.1 6.4 9.7 5.5 2010s 13.6 6.5 10 6.6 Source: Statistical database: Household income and expenditure survey of the Korean Statistical Information Service [19, 20]. 의분석에대한연구는제한적이다. 또한이연구들은고령화와같은인구통계적변화가가계의의식주, 의료품목소비에실제적으로얼마나영향을미치는지그정도를측정한분석도미흡하다. 이러한상황을종합해볼때, 가계의중요한경제적변수인소득, 소비품목의가격그리고한국의인구통계적특성상중요한변수인고령화가가계의의식주및의료품목수요에어떻게영향을미치는지조사해보는것도필요하다. 인구고령화에따라가구주의연령도높아지는추세이며가구주의연령에따라가계의소비행태도변화하므로가구주의연령과고령인구규모의변화를이품목들에대한가계소비와관련지어고찰해봄으로써전체적인가계소비의변화를이해할수있을것이다. 따라서본연구는한국통계청에서제공하는도시가계의소비지출과고령인구비율 ( 전체인구에서 65세이상인구가차지하는비율 ) 및가구주연령에대한횡단적시계열자료 ( 소득7분위, 1990-2013년 ) 를이용하고 almost ideal demand system (AIDS, 준이상수요체계 ) 수요모형을활용한수요분석을통하여연구를수행하였다. 일반적으로수요분석은소비품목수요에대한탄력성을추정하면서이루어지므로본연구에서는연구대상이되는도시가계의소비품목수요들에대한소득, 가격그리고고령화탄력성에대한측정으로그영향의정도를살펴보았다. 고령화에대한영향은고령인구비율과가구주의연령을대리변수로사용하여추정하였고소득변화에대한영향의정도는총소비지출을소득대리변수로사용하여추정하였다. 관련연구고찰 대부분의한국가계소비에관한연구들은소비품목들에대한소비지출비의분석을중심으로이루어졌으며가계의소비품목들에관한수요탄력성을추정한수요분석에초점을맞춘연구는몇몇농산물및수산물소비등에관한연구들로한정되어수행되었다. 따라서소비자혹은가계의의복비, 식료품비, 주거비, 의료비지출에대한소득탄력성과그품목들의수요에대한가격, 소득탄력성및고령화관련연령변인에대한최근의연구들을중심으로고찰하였다. 국외연구는미국가계에관한연구들로제한하였다. 1. 가계의의식주, 의료품목소비지출비분석연구 Sung과 Yang [29] 은한국통계청의도시가계조사원자료를이용하여노인가계와비노인가계의소비지출유형을비교조사하였다. 두가계집단간의월평균지출비중을비교한결과, 식품비와 310 Vol.53, No.3, June 2015: 309-318

고령화가한국가계의의식주, 의료품목수요에미치는영향 의복그리고보건의료비에서월등한차이를보였다. 또한의식주와보건의료지출비에대한총소비지출탄력성을비교해보면두집단모두에서식료품 ( 노인가계.74, 비노인가계.52) 을제외한주거와의복, 보건의료품목에서탄력적인소비지출을보였다. 식료품과주거비 ( 노인가계 2.18, 비노인가계 1.68) 에서노인가계가더높은탄력성을보였고반면의복 ( 노인가계 1.52, 비노인가계 1.71) 과보건의료 ( 노인가계 1.2, 비노인가계 1.33) 에서는비노인가계가더높은탄력성을보였다. Yuh와 Yang [31] 은한국통계청의가구실태조사원자료를사용하여 5개의가구유형에따른소비지출유형을비교분석하였는데식료품과광열 / 수도비지출은가구유형에관계없이비소득탄력적이었고의복비지출은편모가구를제외한모든가구유형에서소득탄력적 ( 탄력성 >1.3) 으로나타났다. 주거비지출은단독가구를제외하고모든가구에서소득탄력성이 1.3보다큰것으로나타났으며의료비지출은편모와부부-자녀가구를제외한다른가구유형에서는소득탄력성이 1.3보다컸다. Kim과 Choe [16] 는한국통계청의도시가구조사원자료를사용해서도시가계소비지출유형에대한연구를수행하였다. 이연구에서광열 / 수도비, 식료품비지출은비소득탄력적 (.47,.55) 이며, 반면의복, 주거, 의료비지출은탄력성이각각 2.33, 1.88, 1.52로나타나매우소득탄력적이라는결과를보여줬다. Cho와 Yang [6] 은 1985년에서 2002년까지한국가계의소비지출변화의유형을조사하였다. 이연구에서한국통계청의도시가계연보데이터를이용하여조사기간동안의소비지출변화추이를추적하였다. 조사기간내식료품비와광열수도비지출은매우낮은소득탄력성 (.48-.69,.22-.48) 을보였으며주거비지출도 1996에서 1999년을제외한기간에서비소득탄력적으로나타났다. 의료비지출도 1985년과 1997년을제외하고는비소득탄력성을보여주고있으며의복비지출은 1985년과 1995년을제외하고는조사기간내소득탄력성범위가 1.02에서 1.26인것으로나타났다. 2. 국내가계의의식주, 의료품목수요분석연구한국가계의소비품목들에대한수요분석으로는 Kim [18] 과 Lee [22] 의연구가있다. Lee [22] 는한국통계청에서제공하는도시가계연보와물가연보자료와 AIDS수요모형을이용하여도시가계의가계규모와소비품목에대한수요분석을실행하였다. 연구에서의복수요의가격과소득탄력성 ( 실질총소비지출을소득대리변수로사용 ) 은가계규모에따라각각 1~1.5, -1~-1.5로나타났으며식료품, 주거, 광열 / 수도에대한소득탄력성은 0과 1사이 로비탄력적으로나타났다. 이들품목에대한가격탄력성은의료품목과함께비탄력적으로측정되었다. Kim [18] 은한국통계청의가계소득 / 지출및가격지수데이터와 AIDS수요모형으로가계들의의복품목들의수요에대한소득과가격탄력성을추정하였다. 총소비지출을소득대리변수로해서추정한소득탄력성은품목에따라그범위가.82~1.56으로나타났다. 또한이연구에서가격탄력성의범위는 -.68~1.17로추정되었다. 3. 국외가계 / 소비자의의식주, 의료품목수요분석연구 Blanciforti 등 [2] 은 US National Income Product Accounts (NIPA) 의 personal consumption expenditure (PCE) 데이터와 AIDS수요모형을사용하여미국소비자들의 11개소비품목들에대한소비유형을조사했다. 의식주, 의료품목수요모두에서가격과소득탄력성 ( 총소비지출을소득대리변수로사용 ) 은비탄력적인것으로나타났다. 가격탄력성범위는 -.38~-.7이었고소득탄력성범위는.28~.92로추정하였다. Chern과 Lee [5] 의연구에서는 linear expenditure system 과 quadratic expenditure system 수요모형, consumer expenditure survey (CES) 자료를사용하고미국소비자들을소득에따라 5개의집단으로나누어소비행태를분석하였다. 분석결과, 두개의수요모형과모든소득집단에서식료품과주거및의료품목수요에대한소득탄력성 ( 총소비지출을대리변수로사용 ) 은비탄력적으로나타났는데그탄력성들의범위는각각.13~.74,.52~.87,.01~.4으로추정되었다. 의복수요에대한소득탄력성은 1.13-1.85로높게나타났다. 또한이들품목수요에대한가격탄력성도측정하였는데두모형모두와모든소득집단및품목에서비탄력적으로나타났다. 가격탄력성의범위는의식주품목에서각각 -.56~-.99, -.13~-.96, -.09~-.68이였으며의료품목은그범위가의식주품목과다소차이를보이고있는데 -.63~.0002로측정되었다. Bryant와 Wang [3] 은 stock adjustment 수요모형과 PCE자료를사용하여미국소비자들의인구통계적변수들과더불어내구재, 비내구재, 서비스상품들에대한소비분석을수행하였는데, 항상소득으로측정된의식주품목수요에대한소득탄력성은각각.69,.12,.47로비탄력적이었다. 또한이들품목수요에대한가격탄력성은각각 -1.08, -.37, -.72이었다. 연령 20-34세인구분포의비율에대한탄력성도조사하였는데그값은각각.46, -.18, -.32으로추정되었다. 따라서이인구비율이 1% 증가하면의류품목의경우.46% 의의류수요가감소한다는의미이다. Vol.53, No.3, June 2015: 309-318 311

김기성 Abdel-Ghany와 Schwenk [1] 는 Bureau of Labor Statistics (BLS) 의 CES자료를이용, 미국가계의소비지출유형을분석하였다. 연구에서의식주품목비지출은모두비소득탄력성을갖고있는것으로나타났다. 이연구에서는항상소득을소득대리변수로사용하여추정하였는데이의식주품목들의소득탄력성은각각.7,.32,.62로나타났다. AIDS수요모형과 CES데이터를사용한 Fan 등 [11] 의미국가계의복소비연구에서는인구통계적변수들과더불어의복소비를분석하였다. 총소비지출을소득대리변수로하여추정한의복수요의소득탄력성은 1.46이며가격탄력성은 -1.75이었다. 의류는가격과소득모두에대해서탄력적으로나타났다. 가구주의나이가증가할수록더욱소득과가격탄력적의복수요를보였으며가구주나이가 65세이상인가계에서가장높은탄력성을보였다. Kim [17] 은 AIDS모형과 PCE자료를사용하여미국소비자들의의복품목들에관한수요분석연구를하였다. 이연구에서는총비내구재지출을소득대리변수로이용하여소득과가격탄력성을추정하였는데소득탄력성은품목에따라그범위가 1.1~1.16 으로나타나서탄력적인것으로추정되었으며, 가격탄력성의범위는 -.739~-.8로비탄력적인것으로나타났다. 또한이연구에서는미국인구의중간연령, 중간연령대 (25-34세) 비율의인구통계적변수들을사용하여이들변수들이의복품목수요에영향을미치는크기를인구통계적탄력성으로추정하여보여주었다. 중간연령탄력성은 -.268~.049, 중간연령대비율탄력성은 -1.657~.127으로추정하였다. 위에서고찰해본바와같이한국가계의의식주와의료품목수요에대한고령화변수인가구주연령과고령인구의영향에관한연구는미흡하다. 따라서본연구에서는이들품목에대한가계수요의소득과가격, 그리고고령화탄력성을추정해보며그상호관계를파악하고자하였다. 연구방법 1. 연구문제수요모형분석의방법을활용하여한국가계의의식주, 의료품목수요에고령화가미치는영향을파악하기위하여다음과같은연구문제를설정하였다. 연구문제 1. 가계의의식주, 의료품목수요에대한가구주연령과고령인구의변화는어떻게영향을미치는가? 연구문제 2. 가계의의식주, 의료품목수요에대한총소비지출의 변화는어떻게영향을미치는가? 연구문제 3. 가계의의식주, 의료품목수요에대한가격의변화는어떻게영향을미치는가? 2. 의식주, 의료품목수요분석모형연구를위하여 AIDS수요모형이수요분석에사용되었다. Deaton과 Muellbauer [9] 가개발한이모형은다양한분야에서수요분석의모형으로사용되었으며비교적분석과정이쉽고수요에대한경제학의논리적조건들에충실한수요모형으로알려져있다 [10]. 이모형의형태와특징을살펴보면, 원래의 AIDS 수요모형은 y i =a i +S j g ij logp j +b i log(x/p) 이며이모형은종속변수가총소비지출에서특정품목지출이차지하는비중 (y i ) 으로되어있고모형을추정하기위해필요한독립변수들은특정상품에대한가격 (p i ) 과총소비지출 (x) 그리고 Stone 의가격지수 P이다. 그러나 Stone 의가격지수는실제추정과정에서는보통로그선형화 (log-linear) 된라스페이레스가격지수, 즉 S i y 0 i logp i 를사용한다 [27]. 라스페이레스가격지수에서 y 0 i 는한단위지체된 (lag) 시간의지출비중이다. 따라서 AIDS모형은 y i =a i +S j g ij logp j +b i (logx S j y 0 j logp j ) 이된다. 본연구에서는인구통계적변수인고령화변수의영향을측정하기위하여그독립변수 (D k ) 를추가하면최종적인 AIDS수요모형의형태는다음과같이변형된다. y i = a i + S j g ij (logp j + S k d jk logd k )+b i {log x S j y 0 j (logp j +S k d jk logd k )} y i = 총소비지출에서의복, 식품, 주거, 의료품목각각이차지하는소비지출비중 p j = 의복, 식품, 주거, 의료품목각각의가격지수 D k = 인구통계적변수, 즉가구주의연령 (D 1 ), 고령인구비율 (D 2 ) x= 총소비지출 y 0 j = 총소비지출에서의복, 식품, 주거, 의료품목각각이차지하는 1분기지연기간의비중 a i, b i, g ij, d jk 는모형에서추정되는파라미터 ( 계수 ) i, j=1, 2, 3, 4 (1= 의복, 2= 식품, 3= 주거, 4= 의료 ) 또한이수요모형분석에서추정된계수의값과각변수들의평균값을이용하여각품목들에대한수요탄력성을구할수있다. 이수요모형을위한수요탄력성측정공식들은다음과같다 [4, 17, 27]. 고령화탄력성 =(S j g ij d kj -b i S j w j d kj )/w i 총소비지출탄력성 =1+b i /w i 가격탄력성 =-d ij +{g ij b i (w j +S kj log p j )}/w i 여기서 i=j인경우는d ij =1 이고,i j이면 d ij =0. 312 Vol.53, No.3, June 2015: 309-318

고령화가한국가계의의식주, 의료품목수요에미치는영향 3. 변수와분석자료위의 AIDS수요모형에서살펴보았듯이이모형분석에서의종속변수는각소비품목들의소비지출비중 ( 비율 ) 이며독립변수들은각소비품목들의가격과총소비지출그리고고령화변수인가구주의연령과고령인구비율이다. 고령화변수로서가구주의연령과고령인구비율변수로택한이유는이들변수의영향에대한연구결과를가장가시적으로해석하기쉽고직접적으로측정하기용이하며또한데이터의획득과활용이용이하다고생각했기때문이다. 수요분석을위해요구되는자료는고령화변수의영향을측정하기위한고령인구비율, 가구주의연령이며경제적변수인가계의총소비지출과가격에대한데이터들이다. 필요한가구주의연령, 품목별소비지출및가격데이터자료는한국통계청의통계포탈통계데이터베이스 (Korean Statistical Information Service, KOSIS) [19, 20] 에서제공하고있는도시가계 (2인이상 ) 의소득지출동향에대한신분류분기별횡단적시계열, 즉소득7구간별가계, 1990 년 1분기에서 2013년 1분기까지소비지출데이터를사용하였다. 추가적인인구통계적변수인 65세이상고령인구비율에대한데이터역시 KOSIS의추계인구 / 가구표 [21] 로부터추출하였다. 고령인구비율에대한자료는연도별로되어있는관계로다른자료의분기별, 소득구간별데이터와맞추기위해 1년 4분기와전체소득구간별가계에연도별고령인구비율을적용하였다. 연구대상의품목별가격데이터는실질소비지출과명목소비지출데이터로부터디플레이트 (deflated) 되어진디플레이트가격지수를이용하였다. 총소비지출과종속변수인연구대상품목별소비지출비중을위한자료는모두실질로환산된데이터를사용하였다. 통계청의가계소비지출품목들은 12개의품목으로구분되어 Table 2. Descriptive Statistics of Variables (N=651) Variable M SD Min Max y1.0665.0142.0329.1145 y2.2052.0685.0987.4101 y3.1026.0309.0483.2432 y4.0612.0158.0336.1352 p1 102.27 20.6 41.28 397.4 p2 76.28 17.16 28.15 113.82 p3 88.781 22.25 13.5 301.01 p4 91.14 20.17 16.38 294.98 x 2,253,801 1,009,396 690,683 5,042,284 D1 145.9 4.4 30.8 65.1 D2 7.96 2.16 5.1 12.2 있고본연구의대상품목인의식주, 의료품목은의류 / 신발, 식료품 / 비주류음료, 주거 / 광열 / 수도, 보건으로분류되어있다. 그러나연구를위해의류 / 신발은의복으로, 식료품 / 비주류음료는식품으로, 주거 / 광열 / 수도는주거로, 보건은의료로명칭을새로명명하여구분하였다. 각변수들에대한통계적특성들은 Table 2에나타내었다. 4. 분석절차 AIDS수요모형은구조연립방적식형태의하나인표면상무관방정식체계 (seemingly unrelated equation system) 이므로통계적분석방법으로는표면상반복무관회귀분석 (iterative seemingly unrelated regression, ITSUR) 방법으로추정하였으며 [12], 수요모형의분석에는계량경제통계프로그램인 SAS/ETS (SAS Institute, Cary, NC, USA) 가사용되었다. 그러나수요모형분석에앞서모형에대한모형과오설정검정 (model mis-specification test) 을수행하였다. 1) 모형과오설정검정이검정은수요모형에새로이추가된인구통계적고령화변수즉, 가구주연령과고령인구비율이원래의 AIDS모형에추가될수있는지의여부를판단하는데에목적이있다. 즉, 가구주연령과고령인구비율변수가각품목들의수요에영향을미치고그것을설명할만한변수로서이수요모형에적절히추가되었는가를검정한다 (H 0, 가구주연령 = 고령인구비율 =0; H 1, 가구주연령 고령인구비율 0). 이검정을위해서 McGuirk 등 [26] 이제시한 Rao 검정 (small sample likelihood test) 을이용하여모형과오설정검정을실시하였다. Rao검정은 F=[(1-L 1/t )/(L 1/t )][(rt-2z)/pq] 가 F(pq, rt-2z) 으로분포한다. 여기서 L=A/A * 즉, A는비통제모형 (unrestricted, 추가변수들을포함하는 AIDS모형 ) 의분산공분산행렬의행렬식이며 A * 는통제모형 (restricted, 원래의 AIDS모형 ) 의분산공분산행렬의행렬식이다. r은 v-[(p+q+1)/2] 이고 v는비통제모형의자유도 (df of error) 이며 z는 (pq-2)/4이다. p는비통제모형추정계수의개수, q는방정식의개수이다. t는 [(p 2 q 2-4)/(p 2 +q 2-5)].5 인데, 만약 (p 2 +q 2-5)>0이면 t=1이다. 검정결과를보면, F=29.0E8이였고유의수준의검정통계임계값은 F(.05, 40, 2314) 에서 1.394이었으므로귀무가설 H 0, 가구주연령 = 고령인구비율 =0은기각되었다. 따라서원래의 AIDS 수요모형에고령화변수들을포함시키는것이적합하다고판명되었다. Vol.53, No.3, June 2015: 309-318 313

김기성 Table 3. Parameter(a i, b i, g ij, d kj ) Estimates of Almost Ideal Demand System Model a i b i g 1j g 2j g 3j g 4j d 1j d 2j R 2 y 1.2151 * (.0286).0013 * (.0002).0042 + (.0022).0037 * (.0016) -.0033 * (.0016) -.0015 (.0012) 3.2369 (3.7724) -2.098 (5.6966).46 y 2 1.0686 * (.0643 ) -.0083 * (.0015).0037 * (.0016) -.0296 * (.0045).0057 * (.0027).01 * (.0016) 8.4364 + (4.4405) 11.0781 (7.0718).91 y 3 -.2004 * (.0469) -.0045 * (.0008) -.0033 * (.0016).0057 * (.0027) -.0093 * (.0028).0017 (.0012) 7.2804 + (4.4001) 8.2676 (6.9144).75 y 4 -.3428 * (.0235) -.002 * (.0003) -.0015 (.0012).01 * (.0016).0017 (.0012) -.0081 * (.0013) 4.6238 (5.5236) 14.1436 + (8.3878).79 Standard errors in parentheses. g ij =g ji. + p<.1, * p<.05. 2) 수요모형분석 연구대상인가계의소비품목들에대하여 AIDS 수요모형을분 석하였다. Table 3 에서 y 1, y 2, y 3, y 4 는각각의복, 식품, 주거, 의 료품목들의수요모형들을나타내며, a i,b i,g ij, d kj 는각각추정되는 계수들이다. 수요모형의 R 2 값, 즉종속변수에대한독립변수들의 설명력정도를측정하는결정계수의수치범위는.46-.91이었으며, 의류품목수요모형의수치가가장낮은.46이었다. 추정된계수 a i,b i,g ij, d kj 값의통계적유의미성검정은 Table 3에제시된계수값에 * 으로표시하였다 (p<.05, p<.1). y 1 ( 의복 ) 모형과 y 3 ( 주거 ) 에서는각각 g 41 (-.0015), g 43 (.0017) 만이통계적으로유의미하지않았다. y 4 ( 의료 ) 모형에서는각각 g 14 (-.0015), g 34 (.0017) 에서통계적으로유의미하지않았다. 각소비품목별수요에대한고령화, 총소비지출및가격에대한탄력성값즉, 각소비품목들에대한수요량의변화크기는 AIDS수요모형분석과정을통하여얻은계수값들과각변수들의평균값을이용하여측정되었으며탄력성의정도를설명하는데이용되었다. 탄력성값의계산은마찬가지로 SAS/ETS프로그램을사용하였다. 연구결과 1. 가계의의식주, 의료품목수요에대한고령화의영향연구대상소비품목수요에고령화가미치는영향을파악하기 Table 4. Ageing Elasticity of Demand for Each Consumption Commodity Clothing Food Housing Medical care D 1 -.071 (.0811) -.335 * (.0583).198 * (.0811).935 * (.0651) D 2 -.483 * (.0328) -.358 * (.0254).549 * (.0369).311 * (.0333) Standard errors in parentheses. * p<.05. 위해그수요탄력성을추정하여분석하였다. 우선가구주연령변수 (D 1 ) 의영향을알아보면그탄력성이의복과식품에서부, 주거와의료에서정의관계로추정되었다 (Table 4). 의복을제외한다른품목에서의탄력성값은통계적으로유의미한수준 (p<.05) 이었다. 가계의의복과식품수요는가구주의연령이증가할수록감소하는것을보이며반면주거와의료수요는증가하는것을보여준다. 그영향의정도는.935로의료품목이가장크게나타났으며가구주연령에대하여거의단위탄력적이다. 의복의경우에는.071으로그영향이가장작았다. 따라서가계의가구주연령이 1% 가증가한다면가계의수요량은의복과식품에서각각.071%,.335% 정도감소하고주거와의료에서각각.198%,.935% 정도증가한다고할수있다. 고령인구비율변수 (D 2 ) 의대상품목들의수요에대한영향의규모도 Table 4에수요탄력성으로제시되었다. 모든품목에대한추정된탄력성값은통계적으로유의미함을보여주었다 (p<.05). 가구주연령 (D 1 ) 의경우와마찬가지로의복과식품수요에는부적인영향을미치고주거와의료소비에는정적인영향을미치는것으로나타났다. 모든품목들이고령인구비율에대하여는비탄력적이며수요에대한탄력성값도비교적작았다. 탄력성값이각각절댓값으로.483,.358,.549,.311 으로의료품목의탄력성이가장낮았다. 그영향의정도에있어서 D 1 의경우와다른점은의복수요가 D 1 의경우보다더크게영향을받는반면의료수요는그영향의정도가더작게나타났다. 따라서 65세이상고령인구비율이 1% 가증가한다면가계의수요량은의복과식품에서각각.483%,.358% 정도감소하고주거와의료에서각각.549%,.311% 정도증가한다고할수있다. 2. 가계의의식주, 의료품목수요에대한총소비지출의영향본연구에서는소득의변화가대상품목수요에미치는영향을총소비지출을대리변수로사용하여분석하였다. 따라서수요에 314 Vol.53, No.3, June 2015: 309-318

고령화가한국가계의의식주, 의료품목수요에미치는영향 Table 5. Total Consumption Expenditures Elasticity of Consumption Commodity Demand Clothing Food Housing Medical care 1.021 * (.004).959 * (.0076).955 * (.0083) 1.024 * (.0044) Standard errors in parentheses. * p<.05. 대한소득탄력성을대신하여총소비지출탄력성으로나타내었다. 총소비지출규모의변화에따라의식주와의료품목수요의변화는품목들간거의유사한수준으로측정되었는데 Table 5에탄력성값으로제시되어있다. 추정된모든품목의탄력성값은통계적으로유의미한수준을보여주고있다 (p<.05). 모든품목이양의탄력성값을가지고있어일반적인수요이론에서언급하는소위정상재 (normal goods) 의성격으로소비됨을알수있다. 품목들의탄력성을보면각각 1.021,.959,.955, 1.024로식품과주거품목들에서비탄력적으로나타났지만, 모든품목들이 1에가까운탄력성값을보이고있다. 따라서가계의총소비지출액이 1% 증가한다면그에따른이들품목의수요량도각각 1.021%,.959%,.955%, 1.024% 로증가한다. 3. 가계의의식주, 의료품목수요에대한가격의영향 연구대상품목들에대한가격의영향은 Table 6 에탄력성으로 제시되어있다. 표에서가장왼쪽 Price열은각품목들의가격이며첫번째행은연구대상소비품목들이다. 따라서예를들면, Price 열의 Clothing 가격과첫번째행의 Clothing 품목은의복수요에대한의복가격의영향 ( 의복자체가격탄력성, -.938) 을의미하며, Clothing가격과 Food품목의교차항은식품수요에대한의복가격의영향 ( 식품에대한의복교차가격탄력성,.052) 을나타낸다. 먼저, 각소비품목수요에대한자체가격탄력성을비교해보면, -.938, -1.136, -1.086, -1.13으로추정되어모든품목수요에대해음의탄력성을갖는것으로나타나서이들소비품목은보통 재 (ordinary goods) 로소비됨을보여준다. 그리고추정된값은통계적으로유의미한수준을보여주고있다 (p<.05, p<.1). 탄력성값은약간씩차이가있어식품수요에대한자체가격탄력성의절댓값이 1.136으로가장높았고의복의경우가.938로가장낮게나타났다. 그러나탄력성값들은모두 1에근접하여이들품목에대해가계는거의단위탄력적 ( 탄력성의절댓값 =1) 소비에가까운소비행태를보여준다. Table 6에제시된교차가격탄력성들을살펴보면소비품목들사이에상호관계들을파악할수있다. 양의부호인경우는해당품목사이에대체재의관계이며음의부호인경우는품목상호간에보완재의관계를나타낸다. 그러나교차가격탄력성들의값은그범위가매우작아 ( 절댓값,.01-.1) 품목들간의교차가격의영향은그리높은편이아님을시사한다. 예를들면, 1% 식품가격의상승은.02% 의의복품목수요량증가를의미함으로영향력은그다지크지않다. 의복과의료품목, 의료와주거품목간의상호교차가격효과는통계적으로유의미하진않았으며 (p>.1) 그품목을제외한다른품목들사이에서교차가격의효과는유의미함을보였다. 가계의의복수요는주거 (-.029) 와의료 (-.022) 품목가격변화에대해보완재적관계 (-) 를보여주었다. 즉, 주거와의료품목가격의 1% 증가 ( 감소 ) 는가계의의복품목수요를각각.029%,.022% 감소 ( 증가 ) 시키는것으로나타났다. 반면, 식품가격변화에대한의복품목수요 (.02) 는식품과의복품목이대체재관계가있음을보여주고있다. 즉, 식품가격1% 의증가 ( 감소 ) 는가계의의류품목수요를.02% 증가 ( 감소 ) 시킨다고할수있다. 가계의식품수요는의복 (.052), 주거 (.065), 의료 (.171) 품목가격에대하여정적관계 (+) 를보여주며이들품목들과대체재관계임을보여준다. 또한, 주거품목의수요는식품과의료품목가격변화에정적관계를보이며이들품목과대체재의관계 ( 각각.032,.031) 를시사하며, 의복품목과는보완재의관계 (-.051) 를보여준다. Table 6에서맨오른쪽열의의료품목수요는식품과주거품목가격변화에대하여정적관계 ( 대체재 ) 로나타났으나, 의복품목가격변화에는부적관 Table 6. Price Elasticity of Demand for Each Consumption Commodity Price Clothing Food Housing Medical care Clothing -.938 * (.0333).052 * (.0248) -.051 * (.0254) -.023 (.0194) Food.02 * (.008) -1.136 * (.021).032 * (.0134).039 * (.008) Housing -.029 + (.0164).065 * (.0268) -1.086 * (.028).019 (.0119) Medical care -.022 (.0209).171 * (.0267).031 (.02) -1.13 * (.0215) Standard errors in parentheses. + p<.1, * p<.05. Vol.53, No.3, June 2015: 309-318 315

김기성 계 (-)( 보완재 ) 로나타났다. 따라서식품과주거품목가격의 1% 증가 ( 감소 ) 는각각의료품목수요.039%,.019% 의증가 ( 감소 ) 를시사한다. 반면, 의복품목가격의 1% 증가 ( 감소 ) 는의료품목수요의.023% 의감소 ( 증가 ) 를보여주고있다. 요약및결론 본연구에서는고령화라고하는인구통계적추세와가계의소비행위결정에있어중요한경제적지표인소비지출예산, 즉총소비지출규모의변화, 그리고의식주와의료품목가격의변화가이들가계소비품목수요에어떻게영향을미치는가를수요모형을이용한수요탄력성분석을통해고찰해보았다. 이에대한연구의결론을제기된연구문제를중심으로다음과같이요약할수있다. 첫째, 한국가계에서가구주의연령의변화는가계의식품, 주거및의료품목수요변화에의미있는영향을미치며가구주의연령이높아지면서식품과의복의수요는줄이는반면주거와의료품목의수요는늘이는소비행위를보이고있다. 또한고령화에따른고령인구의증가도전체적으로가계의주거와의료품목수요에대한증가와의복과식품수요에대한감소로나타난다. 의복과식품수요의감소는일반적으로가구주가나이가들면서가계규모의축소에따른소비감소의결과를반영한것이라사료되며주거품목수요의증가는가구주가고령인구가되어도기존의주거시설을자산보유의수단으로유지관리하려는경향과또한주택가격및부동산가격의꾸준한상승을반영한결과라고생각된다. 고령화에따른의료품목수요의증가는가계고령화에따른질병치료와건강유지활동및관련상품소비의증가를반영한일반적인결과라볼수있다. 노인들의소비지출비에관한연구들 [7, 8, 14] 에서고령소비자들은의료비나주거비는다른품목에비해상대적으로조정하기어려운품목이며, 식품과의료품목의소비지출간에는절충이필요하다고밝혔다. 이들연구는본연구와완전히부합되는연구는아니지만, 소비량으로분석한본연구의결과와다소유사한의미를갖는다. 본연구에서추정한고령화의수요탄력성을비교해보았을때고령화가진행됨에따라고령가계혹은고령소비자가증가하면서두품목군간즉, 의복 / 식품과주거 / 의료품목군사이에소비의감소와증가가대체적효과로나타난다고볼수있다. 수요모형을이용하여의복수요와고령화의관계를분석한 Kim [17] 의연구에서도의복은고령인구의변화와부적인관계를추정하여본연구와일치하는결과를보인다. 둘째, 한국가계의총소비지출변화는의식주및의료품목수요 에어떻게영향을미치는지를총소비지출탄력성으로분석하였다. 총소비지출변화는가계의의식주와의료품목소비에유의미한영향을미치는요인이며이들폼목의수요량변화는총소비지출에서의변화와거의같은비율로정적으로변화한다. 수요모형을사용한연구들 [2, 3, 5] 의분석결과와유사하지만다소차이나는탄력성추정결과를얻었는데의식주, 의료품목에서거의단위탄력적인가계소비행태를보여주고있다. 의복의경우에는수치에서약간의차이를보이나 Fan 등 [11] 과 Kim [18] 의연구에서와유사한탄력성추정결과를얻었다. 그러나수요량이아닌소비지출비로추정한연구들 [1, 6, 16] 의소득탄력성결과와는수치에서많은차이를보이고있다. 셋째, 가계의의식주와의료품목수요에이들품목자체및교차가격의영향에대해가격탄력성으로분석하였는데품목들자체의가격변화도총소비지출변화와마찬가지로이들품목수요에유의미한영향을미치는요인으로판명되었다. 자체가격변화의영향은부적인것으로나타났으며, 따라서이들품목의가격변동에대한가계의소비반응은일반적인소비행태를보인다고할수있다. 수요모형을사용한연구들 [2, 3, 5, 17, 22] 에서도모든연구대상품목들의자체가격탄력성을음의탄력성으로추정했지만그수치에서는조금씩의차이가존재한다. 품목들상호간가격의영향에대한분석은교차가격탄력성값의추정으로이루어졌는데그영향의정도는다른종속변수들의효과들보다상대적으로작았다. 따라서의식주와의료품목에대한소비에있어가계는이들품목의교차가격변화에그다지민감하게소비반응을보이지않음을알수있다. 본연구는한국에서고령화과정이진행되는현시점에서이러한인구통계적변화가가계의소비행위에어떠한영향을미치는지를조망하는기회를제공했다는데의의가있다. 또한이런상황과연관된가계의소비품목들에대한가계소비행태의변화를과거연구들의소비지출비용의조사에서벗어나소비량적인측정이이루어져다는데도본연구의의미를부여할수있다. 본연구의결과들은고령화되는가계의지출예산구조내에서의식주품목과건강에대한의료품목의수요분석을통해일반적으로경제적자원이부족한노인가계의소비수준과경제적필요에대해보다구체적인이해의수단을제공해줄것이다. 특히, 노인가계에대한생활보조금지원정책등보다실효적인노인가계의경제복지정책수립의기초자료로이용될수있을것이라생각된다. 예를들면, 본연구에서추정된가구주연령 1% 상승에대한의료품목수요는.935% 이며이것은본연구에서대상품목이었던다른품목들보다높은수요탄력성을보여주며, 또한가격 316 Vol.53, No.3, June 2015: 309-318

고령화가한국가계의의식주, 의료품목수요에미치는영향 과총소비지출비의변화에대해서도수요탄력적인것으로나타났다. 따라서이러한실질적경제적변수의영향을고려한노인가구의생계비지원정책수립이필요할것이다. 또한소비자및가계경제관련교육자들에있어서는피교육자들에게노인가계에필요한소비품목의대체 / 보완관계들을경제학적으로이해시키고소비를예측하여그에따른보다효율적인가계소비생활의설계등을교육하는데유용한자료가될수있을것이라사료된다. 그러나이러한인구통계적변화와한국가계의소비와의관계를좀더포괄적이고심도있게파악하기위해서는본연구에서조사된내용을바탕으로하여다음과같은내용을포함하는후속연구도필요하다고사료된다. 본연구에서는 4개의가계소비품목에대한분석이이루어졌는데그상호가격변화의영향은크지않은것으로추정되었다. 따라서좀더포괄적으로다른소비품목들을포함하여이들과의교차가격의영향을파악하는것도필요하다. 고령화의변수로본연구에포함된변수들이외에인구의중위연령, 혹은노령화지수변화와같은변수를포함하여본연구와비교분석하는연구도고려해볼수있다. 본연구에서는가계소비품목의대분류에속하는소비품목들에관하여분석하였는데좀더세분화된가계소비품목들을대상으로하여고령화와의관계를수요분석하는연구도필요하다. 또한서로다른사회계층에속하는가계들은가구주의고령화혹은인구고령화에따라서로다른소비반응을보이리라가정할수있으므로이에대한수요분석도시도해볼수있으리라생각된다. Declaration of Conflicting Interests The author declared that he had no conflicts of interest with respect to his authorship or the publication of this article. Acknowledgements This work was supported by the National Research Foundation of Korea (NRF) grant funded by the Korean government (NRF- 2013S1A5B5A07046101). References 1. Abdel-Ghany, M., & Schwenk, F. N. (1993). Functional forms of household expenditure patterns in the United States. Journal of Consumer Studies & Home Economics, 17(4), 325-342. http://dx.doi. org/10.1111/j.1470-6431.1993.tb00176.x 2. Blanciforti, L., Green, R. D., & King, G. A. (1986). U.S. consumer behavior over the postwar period: An almost ideal demand system analysis. Giannini Foundation Monograph No. 40. Davis, CA: Department of Agricultural and Resource Economics, University of California. Retrieved from http://purl.umn.edu/11939 3. Bryant, W. K., & Wang, Y. (1990). American consumption patterns and the price of time: A time-series analysis. Journal of Consumer Affairs, 24(2), 280-306. http://dx.doi.org/10.1111/j.1745-6606.1990. tb00270.x 4. Buse, A. (1994). Evaluating the linearized almost ideal demand system. American Journal of Agricultural Economics, 76(4), 781-793. http://dx.doi.org/10.2307/1243739 5. Chern, W. S., & Lee, H. J. (1989). Complete demand systems of nondurable goods and services. Paper presented at the 35th Annual Conference of the American Council on Consumer Interests. Baltimore, MD, USA, 121-127. 6. Cho, D. P., & Yang, S. J. (2003). Trends in households expenditures: 1980-2002. Social Science Studies(Sangmyung University), 17, 1-18. 7. Chung, Y. S. (2000). Consumption patterns and welfare policy implications for the elderly. Journal of Consumer Studies, 11(1), 59-74. 8. Chung, Y. S., & Magrabi, F. M. (1990). Age related changes in expenditure patterns. Paper presented at the 36th Annual Conference of the American Council on Consumer Interests. New Orleans, LA, USA, 200 206. Retrieved from http://www. consumerinterests.org/assets/docs/cia/cia1990/1990_chung.pdf 9. Deaton, A., & Muellbauer, J. (1980). An almost ideal demand system. American Economics Review, 70(3), 312-326. 10. Deaton, A., & Muellbauer, J. (1993). Economics and consumer behavior. New York, NY: Cambridge University Press. 11. Fan, X. J., Lee, J., & Hanna, S. (1996). Household expenditures on apparel: A complete demand system approach. Paper presented at the 36th Annual Conference of the American Council on Consumer Interests. Nashville, TN, USA, 173-180. 12. Greene, W. H. (2008). Econometric analysis. Englewood Cliffs, NJ: Pearson/Prentice Hall. 13. Jeong, W. Y., & Jeong, S. U. (2010.) A comparison of consumption expenditure patterns and their determinants of low-income and high-income elderly households. Korean Social Security Studies, 26(4), 21-48. 14. Junk, V., Jones, J., & Kessel, E. (1988). Home energy costs and the elderly. Housing and Society, 15(1), 15-29. 15. Kang, D. W., & Kim, Y. W. (2010). A convergence analysis in social Vol.53, No.3, June 2015: 309-318 317

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