1 사회과학연구 2012; 38(3) Journal of Social Science Vol.38, No.3, 2012; 1-27 사회과학연구 주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정 이소라 (So-Ra Lee) 이화여자대학교경제학과석사과정 sora.lee@ewhain.net 홍기석 (Ki-Seok Hong) 이화여자대학교경제학과교수 khong@ewha.ac.kr 국문요약 습관형성이론과상대소득가설에의하면개인의만족도는현재소비수준뿐아니라과거소비수준 ( 습관형성이론 ) 과준거집단의소득수준 ( 상대소득가설 ) 에의해서도결정된다. 본연구는한국노동패널에나와있는주관적만족도에관한설문자료를이용하여개인의만족도가과거의소비및타인의소비에의하여어떤영향을받는지를살펴본다. 본연구의실증분석결과에의하면첫째, 개인의과거소비 ( 소득 ) 수준은현재의주관적만족도와유의한양의관계를갖는다. 이는소비에있어서습관형성보다소비의내구성이상대적으로더중요하게작용함을시사한다. 둘째, 동일지역에거주하는사람들의소비 ( 소득 ) 는개인의주관적만족도를낮추는반면동일학력 직업군에속한사람들의소비 ( 소득 ) 는개인의주관적만족도를높이는것으로나타난다. 이는준거집단이개인의만족도에미치는영향이매우다양할수있음을보여준다. 핵심용어 : 주관적만족도 ( 행복감 ), 습관형성이론, 상대소득가설
2 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 Ⅰ. 서론 본연구의목적은개인의주관적행복및만족도가어떤요인들에의해영향을받는지를분석하는것이다. 경제학에서일반적으로사용되는효용함수의정의에의하면개인의만족과행복은현재자신이소비하는재화와서비스의크기에의해결정된다. 그러나실제로한개인의만족과행복은현재의소비만이아니라과거의소비에의해서도영향을받을수있으며, 자신의소비가아니라타인의소비에의해서도영향을받을수있다. 어떤개인의현재소비수준이절대적으로높다하더라도자신의과거소비수준에비해상대적으로낮거나주위사람들의소비수준에미치지못한다면개인의만족도는낮을수있는것이다. 이러한점을반영하여 Constantinides(1990), Ferson and Harvey(1992) 등은습관형성 (habit formation) 모형혹은보다구체적으로내적습관형성 (internal habit formation) 모형에서개인의효용이기간별로서로독립적이지않을가능성을고려하고있으며, Pollak(1970), Frank(1985), Abel(1990) 등은상호의존적선호 (interdependent preference) 혹은외적습관형성 (external habit formation) 의개념을이용하여개인의효용이자기자신이아닌다른사람의소비에의해서결정될수있음을주장하였다. 만일개인의효용이습관형성모형에서처럼기간별로독립적이지않거나타인의소비와독립적이지않다면통상적인효용함수로부터얻어진기존의이론적 / 정책적함의는수정될필요가있다. 예를들면습관형성모형은장기적경제성장이나단기적경기변동에있어서의거시변수들의시계열적움직임에대하여기존의이론과다른설명을제공하며 (Alonso-Carrera, Caballe, and Raurich, 2005; Carroll, Overland, and Weil, 2000 등 ), 통화및재정정책에대해서도새로운결과를제시하고 (Ljungqvist and Uhlig, 2000 등 ), 자산가격결정이론에서의주식프리미엄퍼즐 (equity premium puzzle) 과같은난제에대해서도실제자료와더잘부합하는것으로알려져있다 (Abel, 1990, 1999; Campbell and Cochrane, 1999 등 ). 또한습관형성모형은소득재분배나제반복지정책에대해서도새로운해석과접근이필요할수있음을보여준다. 그러나습관형성모형의이러한잠재적중요성에도불구하고실제로개인들의효용에있어서습관형성이어느정도로중요한지를분석한실증연구들은상대적으로부족하다고할수있다. 본연구에서는이러한인식하에우리나라의한국노동패널 (KLIPS) 자료를이용하여실제로개인들이느끼는주관적만족도가자신의현재및과거소비, 그리고타인의소비에의해서어떤영향을받는지를실증적으로살펴보기로한다. 습관형성의실증분석에필요한종속변수로는한국노동패널에나와있는개인의생활만족도에대한설문조사결과를사용할수있다. 한편설명변수로는자신의현재및과거소비와타인의소비자료가필요한데, 자신의과거소비는쉽게정의될수있지만타인의소비를어떻게
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 3 정의할것인지는간단하지않다. 각개인이자신과의비교대상으로고려하는준거집단이무엇인지분명하지않기때문이다. 각개인은동시에여러집단에속하여다양한역할들을수행하고있으므로준거집단을어떤식으로분류하느냐에따라다른결과가얻어질수있을것이다. 본연구에서는여러가지가능한분류가운데개인이거주하는지역과개인이속한학력및직업의두가지기준을이용하여개인별준거집단을정의하기로한다. 한국노동패널에는개인의주관적만족도와소비자료외에개인이속한지역과학력, 직업에대한정보도제공되어있다. 이들자료를이용한본연구의실증분석결과를미리요약하면다음과같다. 첫째, 개인의주관적만족감은현재의소비나소득외에과거의소비나소득에의해서도양의영향을받는다. 과거의소비나소득수준이높을수록현재의만족감이높아진다는결과는개인의소비에있어서습관형성보다소비의내구성이상대적으로더중요하게작용하고있음을의미한다. 둘째, 개인의주관적만족감은상대소득및상대소비에의해서도영향을받는데, 그영향의부호는준거집단의정의에따라다르게나타난다. 본연구에서고려된두가지의준거집단중개인의거주지역을기준으로한경우에는준거집단의평균소비및소득이개인의주관적인만족도에유의한음의효과를미치는반면, 개인의학력과직업을기준으로한경우에는준거집단의소비및소득이오히려유의한양의효과를가지는것이다. 이러한결과는개인의주관적만족감이통상적인가정보다훨씬더다양한요인들에의해영향을받을가능성을시사한다. 본연구의구성은다음과같다. 장에서는습관형성에대한이론과선행연구들을소개하고, 장에서는실증분석에필요한모형과자료들을설명한다. IV장은실증분석결과이며마지막으로 V장은간단한결론이다. Ⅱ. 선행연구 1. 내적습관형성이론 내적습관형성이론은소비의기간간독립성을반박하는이론으로서, 과거의소비행태가일종의습관처럼형성되어그이상의소비를할경우에만효용이발생한다는주장이다. 습관형성이론은 Pollak(1970) 에의해발전되었는데, 그는소비자가효용을얻기위해서달성해야하는어떤최소한의수준을습관이라는개념으로정의하였다. 단 Pollak(1970) 에서는이러한습관의크기가외생적으로주어져있다는점에서최근의내적습관형성이론과는다소거리가있다. 이러한습관형성이론은그후연속적인공간 (continuous space) 에서도존재하는모형으로발전하였다
4 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 (Ryder and Heal, 1973). 습관형성이론의기본모형은소비자의효용이현재소비와소비의준거수준 (reference level) 과 의상대적인크기에의해결정될것이라는가정으로부터출발한다. 예를들어 Abel(1990) 과 Carroll, Overland, and Weil(2000) 의모형을살펴보면, 소비자의 t기의효용은다음과같이주어진다. (1) 이때 Z t 는습관의크기혹은준거 (reference) 소비수준을나타내며, 아래와같은식을따른다. (2) 위모형에서 γ는습관형성의중요성을나타낸다. 만약 γ=0 이면 t기의효용은 t기의소비에의해서만결정되지만 γ=1이면 t기의효용은습관과의상대적인크기에의해서만영향을받게된다. 또한 ρ는습관의지속성을나타내는모수로서, 만약 ρ=0 이면바로전기인 t-1기의소비만 t기의효용에영향을주지만 0<ρ<1이라면과거의모든소비가 t기의효용에영향을준다고할수있다. 이러한습관형성모형에의하면어떤기의소비선택은미래의습관준거수준 (habit reference level) 에영향을미침으로써미래의모든기간의효용에영향을주게되므로, 효용의기간간독립성은더이상성립하지않게된다. 습관형성의실증적증거를찾기위한연구들은 2000년대이후에본격적으로이루어지게되었는데, 대표적인연구로는미국의가계미시자료인 Panel Study of Income Dynamics(PSID) 의식품지출자료를이용한 Dynan(2000) 을들수있다. Dynan(2000) 은습관형성모형으로부터다음과같은소비에관한오일러방정식을도출하였다. 1) ln ln ln (3) 위식에서 C i,t 는가계의소비지출, T i,t 는효용에영향을주는선호의변화를의미하며, α 1 은효용의기간간의존성을나타내는계수이다. 만일 α 1 >0이라면습관형성이존재한다고할수있으며, 반대로 α 1 <0이라면내구재의경우와같이과거의소비가시간이지나도지속적인양의효과를준다고할수있다. Dynan(2000) 은위식의추정을통하여 α 1 이작고유의하지않은값을가짐을보임으로써미국의경우소비의습관형성에대한뚜렷한증거가없다고주장하였다. 한편영국에서는 Guariglia and Rossi(2002) 가 British Household Panel Survey(BHPS) 의식품지출자 1) 식의도출과정은 Dynan(2000) 의 Section 과 Appendix A 을참조.
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 5 료를이용하여예비적동기 (precautionary motive) 와습관형성을동시에고려한오일러방정식을추정하였으며일본에서도 Iwamoto(2011) 에의하여유사한연구가이루어졌는데, 두연구는소비의습관형성보다는오히려소비의내구성 (durability of consumption) 이더중요한것으로추정되었다. 그러나이와반대로네덜란드패널자료를이용한 Alessie and Teppa(2010), 스페인의가구패널자료를이용한 Carrasco, Labeaga and Lopez-Salido(2005) 등의연구는습관형성을지지하는결과를얻기도하였다. 이들연구들은대부분소비의시계열적특성, 특히소비증가율의자기상관계수에초점을맞추고있다는점에서서로유사하다고할수있다. 대표적인소비이론인항상소득가설에의하면소비증가율의자기상관계수는 0이어야하므로, 유의하게 0보다큰자기상관계수는통상적인항상소득가설을기각하고습관형성모형을지지하는결과로해석될수있는것이다. 그러나소비증가율의자기상관계수가 0보다크게추정되는것은습관형성외에다른이론적모형들 ( 예를들면조정비용의존재나예비적저축동기 ) 에의해서도설명될수있다. 따라서본연구에서는이들연구들과달리소비의시계열적특성에주목하는대신직접적으로소비가개인의후생에어떤식으로영향을미치는지를살펴본다. 2. 상대소득가설 상대소득가설혹은외적습관형성이론은개인의효용이다른사람의경제적상태 (economic status) 와독립적인가에대한의문에서시작되었다. Veblen(1899) 의과시적소비나 Duesenberry(1949) 의 이웃따라잡기 (Keeping up with the Joneses) 는모두개인의만족도가자신의절대적인소비수준보다다른사람과의상대적인소비수준에의해결정됨을강조한개념이라고볼수있으며, Frank(1985) 는유사한의미에서상호의존적선호 (interdependence of preference) 라는개념을소개하였다. 개인의효용함수가다른사람과의상대소득에영향을받는다는것은다음과같이표현할수있다. (4) 이효용함수를실증분석을위한식으로변환하면아래와같다. 2) (5) 2) Maddala(1983) 을참조.
6 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 여기서 H it 는개인의주관적인효용을나타낸다. Y it 는 t기의개인 i의소득을의미하고 Y j,it 는 t 기의준거집단 j의평균소득을의미한다. 그리고 X k,i t는 t기의개인 i의특성을반영한 k개의변수로이루어져있다. 식 (1) 에서 γ 0인경우는개인의효용이준거집단의평균소득에의해서체계적으로영향을받는다는것을의미한다. 단일반적으로개인의효용은소비의함수로주어지므로위식의소득을소비로대체하여도무방할것이다. 이경우 γ 0는개인의효용이자신의소비외에준거집단의소비수준에의해서도영향을받게됨을의미할것이다. 실제로기존연구들을보더라도소득대신소비를중심으로상대소득가설을분석한경우가많다 (Kockesen, 2007; Childers and Rao, 1992; Bearden and Etxel, 1982; Falk and Knell, 2004 등 ). 3) 주관적만족감이나행복감에관한설문자료를이용하여상대소득가설을분석한연구로는먼저이스터린의역설 (Easterlin Paradox) 을들수있다. 이스터린의역설이란한국가안에서개인의행복감은그개인의소득에비례하여높아지는경향이있지만한국가의평균적인행복감은그국가의일인당소득수준과특별한관계가없다는것이다 (Easterlin, 1974, 1995, 2001). 이는개인의행복이다른사람들과의비교에의해결정되는상대적인개념일것이라는생각을확산시켰고, 그이후행복감에관한설문자료를이용하여개인의효용이준거집단과비교한상대적소득혹은상대적소비에의해서결정되는지를분석한연구들이다수나타나게되었다. 이때준거집단으로는자신과비슷한연령의사람들이나 (McBride, 2001), 동일한지역에거주하는사람들 (Tomes, 1996; Blanchflower and Oswald, 2004; Luttmer, 2005; Ferrer-i-Carbonell, 2005 등 ), 혹은자신과비슷한교육수준, 고용상태및직업을가진사람들이고려되었는데 (van de Stadt, Kaptenyn, and van de Geer, 1985; Clark and Oswald, 1996; Dynan and Ravina, 2007 등 ), 이들연구들은개인들이준거집단과의비교및준거집단에대한추종을통하여자신의행복감의수준을결정짓는다는분석결과를제시하였다. 4) 단준거집단의정의에따라어떤경우에는개인의만족감이준거집단의소득및소비와정의관계를가지기도하고어떤경우에는역의관계를가지기도하는것으로나타났다. 5) 한편우리나라의경우에는강성진 (2010) 이본연구와동일하 3) Kockesen(2007) 은만족감이나효용은절대적인소비수준보다사회에서규정된상대적소비수준으로결정된다고주장하며상대소득가설을지지한다. Childers and Rao(1992), Bearden and Etxel(1982), 그리고 Falk and Knell(2004) 모두개인의소비가타인의소비와상호의존적이며, 특히개인의소비결정은주위사람이나사회기준을모방한다는주장을제시한다. 4) McBride(2001) 은미국의 General Social Survey(GSS) 자료를이용하여주관적행복감이동일연령집단의평균소득과의음의상관관계가존재한다는것을밝혀냈고, van de Stadt, Kapteyn, and van de Geer(1985) 는교육과나이를각 5 단계, 그리고고용상태를 3 개로나누어총 51 개의집단을구축하고, 개인이속한집단의평균소득과개인의효용의관계에관한연구를하였다. Clark and Oswald(1996) 는직업만족도에집중하여, 개인의직업만족도가비교임금률 (comparison wage rate) 과역의관계가존재하며, 교육수준이높아짐에따라직업만족도는강하게감소한다는결과를보이며동료의임금과교육의영향을추정하였다. 그리고미국의 PSID 자료를사용한 Dynan and Ravina(2007) 는교육수준과직업으로준거집단을정의하여, 준거집단의평균소득과개인의효용이유의한양의관계를갖는다는결과를발표했다. 5) Tomes(1986) 은캐나다설문자료를사용하여개인의주관적인후생수준이지역소득수준에음의효과를지니며, 이
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 7 게한국노동패널에나와있는만족도에관한설문자료를이용하여상대소득가설을지지하는 결과를제시한바있다. Ⅲ. 실증분석모형과자료 1. 모형 개인의주관적인행복이자신의현재소비뿐아니라자신의과거소비및준거집단에서의자신의상대적인위치에의해영향을받을수있다는점을나타내기위하여아래와같은함수를가정할수있다. (6) 위식에서 H i,t 는 t년도에 i 개인이대답한주관적인행복감이다. 위식에의하면개인의주관적행복감은자신의과거부터현재까지의소비수준 (C i,t-n ) 의함수일뿐아니라자신이속한준거집단의소비 (C j 와 C k ) 에의해서도영향을받는것으로가정된다. 본연구에서는두가지의준거집단을고려하는데, 준거집단의구체적정의에대해서는뒤에서다시설명하기로한다. 한편 Xi 는통제변수벡터로서개인의행복감을결정하는기타요인들을나타낸다. 일반적으로많이사용되는통제변수로는연령, 교육수준, 성별, 고용상태, 가족의수, 건강상태나혼인상태등이있으며경우에따라인종이고려되기도한다. 6) 본연구에서는연령, 교육수준, 성별, 가족의수, 혼인상태등을통제변수로사용하기로한다. 기존의습관형성이론에대한대부분의실증분석은위와같은효용함수로부터도출된오일러방정식의추정을통하여과거의소비가현재의소비와어떠한관계를가지는지를분석하는방식으로이루어졌다. 그러나앞절에서설명된바와같이소비의시계열적특성에의존하는분석은검정력이낮다고할수있다. 따라서본연구에서는이와달리현재와과거의소비가개 러한결과는지역소득분포에따라비대칭적으로나타남을보였다. Blanchflower and Oswald(2004) 는미국과영국의자료를이용하여, 설문조사로보고된후생의시계열적특성과후생의결정요소를밝혔다. Luttmer(2005) 는미국의가구패널자료를이용하여이웃들 (neighbors) 의소득수준이행복감에부정적인영향을끼친다는결과를제시하였고, 독일가구패널자료를이용한 Ferrer-i-Carbonell(2005) 은역시동일한결과를시사한다. 6) Tomes(1986) 는이혼여부와건강상태를통제변수로사용하였고 Blanchflower and Oswald(2004) 는혼인상태에관한변수를세부적으로나누고 ( 혼인, 미혼, 이혼, 별거등 ) 인종변수를첨가하여혼인상태와인종에따라행복감이어떤추세를가지고있는지에대한분석을하였다. 한편 Dynan and Ravina(2007) 는개인의행복감은건강이나고용상태에민감하게반응하지않는다며기본적으로활용되는변수인나이, 성별, 인종, 교육, 그리고가족구성원수만을통제변수로사용하였다.
8 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 인의효용에어떠한영향을미치는지를직접적으로추정하려고한다. 통상적인가정하에서식 (6) 을선형화하면다음과같은식을얻을수있다. (7) 식 (7) 의 H는주관적만족감을나타내는변수이고, C는비내구재소비를의미한다. 습관형성이론에의하면과거의소비수준이높을수록주관적만족도가감소하게되므로위식에서과거소비의계수인 β n 가음의값을가질것으로기대된다. 반대로자동차나주택과같은내구재소비의경우에는과거의소비지출이시차를두고현재에도정 (+) 의효과를가질것이므로과거소비의계수인 β n 가양의값을가질수있다. 따라서 β n 의추정을통하여개인의소비에서습관형성과내구성이차지하는중요성을파악할수있다. 한편위식에는과거소비와더불어두개의준거집단의평균소비수준이포함되어있는데, RegC는동일한지역에거주하고있는개인들의평균소비를나타내며 EduocC는동일한학력 직업군에속한개인들의평균소비를나타낸다. 만일준거집단에서의자신의상대적위치에의해주관적만족이결정된다면준거집단의소비의계수는음의값을가질것이다. 그러나반대로소비에양의외부성이존재한다면동료나이웃의평균적인생활수준이높을수록자신의만족감도높아질것이므로준거집단의소비의계수는양의값을가질것으로예상할수있다. 마지막으로 X는앞에서설명한것처럼개인의행복감에영향을줄수있는기타통제변수들을나타낸다. 본연구에서는일반적으로널리사용되는통제변수들인연령, 교육, 성별, 가족관계외에내구재소비도 X에포함시키기로한다. 개인의주관적인만족도는비내구재소비외에내구재소비에의해서도당연히영향을받을것이며, 비내구재소비와내구재소비는개인의만족도에대하여서로다른시차효과를가질수있기때문이다. 따라서내구재소비를통제하지않을경우에는비내구재소비가개인의만족도에미치는영향이제대로추정되지않을수있다. 통제변수로서의내구재소비에관해서는아래에서좀더상세하게설명하기로한다. 상대소득가설에의하면소비가아니라소득에대해서도식 (7) 과유사한식을설정할수있다. 따라서본연구에서는식 (7) 외에소득에관한다음식도추가로고려하기로한다. (8) 위식에서 Y는개인의소득수준, RegY는거주지역의평균소득, 그리고 EduocY는학력 직업으로정의된준거집단의평균소득을의미한다.
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 9 2. 자료 위의식 (7) 은한개인의현재와과거소비를모두포함하고있으므로식 (7) 의추정을위해서는미시패널자료가필요하다. 본연구는우리나라의대표적인미시패널자료라고할수있는한국노동패널자료를사용한다. 한국노동패널은도시지역에거주하는 5,000가구를대상으로 1998년 1차조사를시작한이후현재 2008년 11차조사자료까지공개되어있다. 한국노동패널의원표본가구유지율은 11차조사현재 74% 정도로서, 다른나라들의대표적인가구패널조사와비교해볼때상대적으로양호한수준이라고할수있다. 7) 한국노동패널은가구의소득과소비, 자산과부채, 가구의경제상태외에개인의직업, 소득과소비, 교육및생활만족등의다양한내용을포함하고있다. 가. 만족도식 (7) 의종속변수로는한국노동패널에나와있는 전반적인생활만족도 를사용하기로한다. 이변수는 전반적으로생활에얼마나만족하고계십니까? 라는질문에대한대답으로서 1 부터 5까지의등급중하나를선택하도록한결과이며, 1부터 5까지의등급은각각 매우불만족스럽다, 불만족스럽다, 보통이다, 만족스럽다, 매우만족스럽다 를의미한다. 아래 [ 그림 1] 은 1차부터 10차조사까지, 표본으로부터한번도이탈하지않은 8,413명의개인을대상으로하여만족도의추이를나타낸그래프이다. [ 그림 1] 에의하면 보통이다 혹은만족스럽다 는답을한개인의비중이가장높았으며, 조사기간동안두가지답변의비중이대체로증가하였음을알수있다. 개인의주관적행복감에대한설문조사결과를효용의대체변수로사용하는것에대하여, 전통적인현시선호이론측면에서볼때설문조사에의해얻어진자료는실제로소비자의선택과행동을통해현시된 (revealed) 것이아니므로신뢰할수없다는일부회의적인견해도존재한다 (Bertrand and Mullainathan, 2001). 그러나행복감이란개인이삶의질에대하여느끼는주관적인판단에근거하기때문에주관적행복감을연구하기위해서는설문조사자료를사용하는것이자연스럽다고할수있다. 실제로다수의연구자들은설문조사를통해측정된만족감이나행복감이개념적으로나실증적으로실제효용을대변할수있으며개인의후생수준을측정하 7) 한국노동연구원의자료에따르면각조사연도별로원표본가구유지율은 2 차년도 (1999 년 ) 88%, 3 차년도 (2000 년 ) 81%, 4 차년도 (2001 년 ) 77%, 5 차년도 (2202 년 ) 76%, 6 차년도 (2003 년 ) 77%, 5 차년도 (2004 년 ) 77%, 8 차년도 (2005 년 ) 77%, 9 차년도 (2006 년 ) 77%, 10 차년도 (2007 년 ) 76%, 11 차년도 (2008 년 ) 74% 이다. 11 차조사시점에한국노동패널 (KLIPS) 의유지율은 74% 를보이고, 1968 년부터조사된미국의 Panel Study of Income Dynamics(PSID) 는 67%, 1990 년조사가시작된영국의 British Household Panel Survey(BHPS) 는 68%, 그리고 1984 년에시작한독일의 German Socio-Economic Panel(GSOEP) 은 77% 의유지율을보여외국의가게패널자료와대등한수준의유지율을가짐을확인할수있다.
10 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 는도구로서충분한유효성과타당성을지닌다고주장한다 (Veenhoven, 1991; Blanchflower and Oswald, 2004; Ditella and MacCulloch, 2006; Luttmer, 2005). [ 그림 1] 만족도추이 전반적인생활만족도 의값은숫자자체가만족도의절대적인크기를반영하지는않으며단지서수적 (ordinal) 의미만을가지기때문에순위프로빗 (ordered probit) 모형을사용하기로한다. 또한본연구에사용된자료들은패널자료이므로통합순위프로빗 (pooling ordered probit) 대신확률효과순위프로빗 (random effects ordered probit) 모형을사용하여식 (7) 과 (8) 을추정하기로한다. 나. 소비와소득일반적으로효용함수는비내구재소비를대상으로하여정의되므로식 (7) 의추정을위해서는비내구재소비지출자료가필요한데, 습관형성이론에관한기존의실증연구들은대부분식료품에대한소비지출자료를이용하고있다. 예를들면 Dynan(2000) 과 Naik and Moore(1996) 은 Panel Study of Income Dynamics(PSID) 에나타난미국가계의식료품지출자료를사용하고있으며, Iwamoto(2011) 은일본패널자료인 Japanese Panel Survey of Consumers(JPSC), 그리고 Guariglia and Rossi(2002) 는영국의가계패널자료인 British Household Panel Survey(BHPS) 을이용하여식료품지출자료를분석하고있다. 이처럼식료품소비지출자료만을실증분석에사용하기위해서는식료품소비로부터발생하는효용이타재화에서발생하는효용과완전히분리가능하다는가정이필요한데, 이러한한계에도불구하고기존연구들이식료품지출자료를이
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 11 용하는이유는전체비내구재소비지출에대한자료가존재하지않기때문이다. 그러나한국노동패널에는식비외에도외식비, 공교육비, 사교육비, 차량유지비, 주거비, 문화비, 통신비, 기타의세부항목이존재하며, 5차년도에는용돈, 6차년도에는피복비와대중교통비, 8차년도에는생필품구입비가추가되었다. 8) 따라서본연구에서는내구재소비와경조사비, 의료비등을제외한전체비내구재소비지출자료를합산하여소비의지표로사용하기로한다. 9) 단한국노동패널의 전반적인생활만족도 에는비내구재소비로부터발생하는효용과내구재소비로부터발생하는효용이함께반영되어있을것이므로, 내구재소비지출을통제변수로추가할필요가있다. 특히내구재소비지출은시차를두고효용에정 (+) 의영향을미칠수있으므로내구재소비지출을통제하지않을경우오차항이양의자기상관관계를가질수있다. 따라서식 (7) 의추정에는비내구재소비지출과별도로내구재소비지출도포함시키기로한다. 한편주관적만족도에관한기존의다수연구들은소비대신소득을주요설명변수로사용하고있다. 엄밀한의미에서개인의만족도를결정하는것은소득대신소비수준이라고할수있을것이나, 상대소득가설이나습관형성이론을소비대신소득에적용하더라도크게무리는없는것으로보인다. 또한인터뷰자료의특성상소비지출자료보다소득자료의정확성이더높을가능성이있다. 따라서본연구에서는소비외에가계소득에대해서도동일한식을추정하기로한다. 한국노동패널에는소득자료역시상당히세분화되어나와있는데, 여기서는일시적으로획득되는보험금, 퇴직금, 증여 / 상속, 당첨상금, 재해보상금을제외하고비교적항상소득의개념에부합할것으로기대되는근로소득과금융소득, 부동산소득, 이전소득을합산하여소득의지표로사용하기로한다. 다. 준거집단본연구에서고려되는첫번째준거집단은각개인의거주지역으로서, 강성진 (2010) 에서와같이 16개시도를기준으로하여정의한다. 10) 한국노동패널자료에는각개인의거주지역이나타나있으므로이를이용하여 16개시도별소비와소득의표본평균을계산할수있다. 그러나한국노동패널에포함된표본가구들이 16개시도를제대로대표하지못할수있으며, 특히특정 8) 공교육비와사교육비는일반적으로가구주자신보다가구주의자녀에대한지출의형태를가지지만가구주의효용이자신의소비외에자녀의미래의예상소비 ( 혹은소득 ) 수준에의해서도영향을받는다면자녀에대한교육비지출도가구주의비내구재소비지출에포함시킬수있을것이다. 9) 내구재, 경조사비, 보건의료비, 헌금및각종기부금과, 저축의성격이강한국민연금이나건강보험료는소비의계산에서제외하였다. 그리고 3 차년도에는총생활비항목만조사되었기에비내구재소비만을추출할수없으므로 3 차를제외한 1 차부터 11 차까지의비내구재소비만을구하여사용하였다. 10) 표본에포함된각개인이거주하는지역의비율을각각살펴보면, 서울 11%, 부산 12%, 대구 11%, 대전 10%, 인천 11%, 광주 8%, 울산 7%, 경기 4%, 강원 6%, 충북 3%, 충남 4%, 전북 3%, 전남 3%, 경북 2%, 경남 3%, 제주도 2% 이다.
12 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 지역에서응답한가구수가적을경우에는준거집단의평균소비및평균소득이편향 (bias) 될수있다는한계점이존재한다. 따라서본연구에서는한국노동패널자료로부터구한지역별표본평균외에통계청에서제공하는지역별소비및생산자료도같이이용하기로한다. 지역별소비자료로는민간총소비지출중비내구재지출을사용하고지역별소득의대용변수로는지역별총생산 (GRDP) 을사용하며, 이를지역별총가구수로나누어줌으로써 1가구당평균소비및소득을얻을수있다. 두번째준거집단은학력과직업을기준으로하여정의되는데, 학력은중졸이하, 고등학교및전문대학교졸업, 그리고 4년제대학교이상의 3가지로분류하고직업은전문직, 사무직, 기능직, 단순노무직의 4가지로분류한다. 따라서이로부터총 12개의학력직업별준거집단을구축할수있다. 준거집단들간의소비와소득격차가어느정도인가를살펴보기위하여 [ 그림 2-1] 과 [ 그림 2-2] 에서연도별로두가지준거집단의소비및소득을로그로변환한값의횡단면적표준편차를계산한결과를제시한다. 여기서사용된소비및소득은모두한국노동패널자료로부터구한표본평균이다. 두그림에의하면소비와소득모두학력 직업간격차가지역간격차보다더크다는것을알수있다. 또한표본기간동안학력 직업간소비및소득격차는대체로확대된것으로보이지만지역들간의비교에있어서는 2007년의표준편차가 1998년보다더높아졌다는것외엔뚜렷한패턴을파악하기어렵다. 또한준거집단간소비의표준편차는약 0.06~0.13인데반해소득의표준편차는약 0.06~0.25로나타나, 집단간소득의격차가소비격차보다더크다는것을알수있다. [ 그림 2-1] 준거집단소비의연도별표준편차 [ 그림 2-2] 준거집단소득의연도별표준편차 0.14 0.3 0.12 0.25 0.1 0.2 0.08 0.06 0.15 0.04 0.1 0.02 0.05 0 1998 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 0 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 연도 연도 지역준거집단소비 학력? 직업준거집단소비 지역준거집단소득 학력? 직업준거집단소득
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 13 IⅤ. 실증분석 1. 기초분석 분석에앞서추정에사용되는각변수의기초통계량을살펴보면 < 표 1> 과같다. 소비와소득은모두로그변환된값을나타낸다. < 표 1> 에의하면소비보다소득의평균과표준편차가더높으며, 대부분의가구주가기혼이며배우자가있는남성이라는점을확인할수있다. 11) 또한가구주의평균학력은중학교졸업혹은고등학교졸업이며, 평균연령은약 50세이다. < 표 1> 기초통계량 평균 표준편차 소비 3.222 0.386 소득 3.508 0.576 성별 ( 여성 =1, 남성 =0) 0.145 0.352 연령 49.579 13.431 학력 4.675 1.511 가족구성원수 3.439 1.346 미혼 0.045 0.207 기혼이며배우자있음 0.800 0.400 이혼 0.027 0.161 주 : 추정에사용된총관측치는 6103임. 학력의경우총 9가지의분류가존재하는데각각 1. 미취학, 2. 무학, 3. 초등학교, 4. 중학교, 5. 고등학교, 6.2년제대학 ( 전문대학 ), 7.4년제대학, 8. 대학원석사, 9. 대학원박사졸업을의미함. 이상의자료를사용하여소비에관한식 (7) 과소득에관한식 (8) 을추정한결과는각각 < 표 2> 와 < 표 3> 에제시되어있다. 주관적만족도자료의서수적인특징과패널자료의특징을반영하여두식모두확률효과순위프로빗 (random effects ordered probit) 을사용하여추정하였다. 11) 소비자료는가구별로조사되어있으며각개인에대해서는조사되어있지않다. 따라서여기서는가구주의만족도를각가구의소비수준과연결시키기로한다. 가구주를표본으로사용할경우여성과남성의비율은약 1:7 정도로나타난다.
14 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 가. 소비자료의분석 < 표 2> 는한국노동패널의소비자료를이용하여본인의과거소비와지역의평균적소비, 학력 직업군의평균적소비등이주관적만족도에미치는영향을추정한결과이다. 먼저열 (a) 는과거의소비가어느정도의시차를가지고만족도에영향을주는지를파악하기위하여비내구재소비와내구재소비각각에대하여현재값외에 1년부터 6년까지의시차값들을고려하고있는데, 추정결과에의하면비내구재소비는 t기값부터 t-4기값까지통계적으로유의하게나타난다. 이처럼금기의만족도가금기의소비만이아니라과거의소비에의해서도영향을받는다는것은효용함수에관한통상적인가정이적절하지않을수있음을시사한다. 또한비내구재소비의시차값들의계수는일관성있게양의값을가지는데, 이는습관형성가설과는일치하지않는부분이다. 만약소비에습관형성이존재한다면개인은과거의습관을초과하는소비수준에대해서만효용을느끼므로소비의과거값들이클수록만족도는낮게나타나야하는것이다. 소비의시차값들의계수가양의값을가지는것에대하여일반적으로생각할수있는설명은소비의내구성이다. 앞에서도설명된바와같이자동차나주택과같은내구재소비의경우에는과거의소비지출이시차를두고현재에도소비자의효용에대하여정 (+) 의효과를가질것이므로과거소비의계수인 β n 가양의값을가질수있다. 그러나열 (a) 에는이러한내구재소비의영향을통제하기위하여현재와과거의내구재소비지출 (DC t-n ) 이이미포함되어있다. 내구재소비지출을통제변수로포함시켰음에도불구하고비내구재소비가시차를두고정 (+) 의효과를가지는것은열 (a) 에사용된내구재소비지출자료가측정오차로인하여실제지출을정확히반영하지못하기때문일수있다. 실제로열 (a) 에서내구재소비의계수는 t기와 t-3기에대해서만유의하게나타난다. 이처럼내구재의경우비내구재에비해시차값의효과가잘나타나지않는것은한국노동패널에나와있는내구재지출항목이실제내구재소비지출을과소추정하고있을가능성을보여준다. 12) 하지만이와같은비내구재의측정오차가 β n 에편의 (bias) 를발생시키기위해서는내구재소비와비내구재소비사이에일정한관계가성립한다는가정이전제되어야한다. 만일두가지소비의결정이독립적으로이루어진다면적절하게통제되지못한내구재소비는오차항에포함될뿐, 비내구재소비의계수인 β n 의추정치에영향을주지는못할것이다. 열 (a) 의결과에대한또다른해석으로는실제로개인들의만족감이과거소비의기억에의해정 (+) 의영향을받을가능성을생각해볼수있다. 예를들어음식섭취는음식을먹을당시 12) 한국노동패널에서내구재소비항목은작년한해동안사용한한달평균내구재소비에대해묻고있다. 비내구재소비는비교적일정하게소비되기때문에한달평균소비도비교적정확하나, 내구재소비는매달소비되는항목이아니기에정확히조사되기어려울뿐더러매달있는지출이아니기에응답자는쉽게간과하고이로인해과소평가될가능성이존재한다. 본연구에사용된자료중내구재소비가없다는응답은전체응답중 56.8% 이다.
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 15 에만만족감을주는것이아니라음식을먹고난뒤에도포만감을가져올수있다. 또한여행을다녀온뒤에도사진을통하여여행의기억과만족감을당분간유지할수있다. 이처럼한개인이자신의전반적인생활만족도를평가할때에는현재의소비만이아니라과거의소비기억까지중요한요인으로작용할가능성이있다. 이처럼비내구재소비도시차를두고개인의만족도에영향을줄수있다는점에서는광의의내구성을가진다고할수있을것이다. 어쨌든열 (a) 의결과는전반적인생활만족도에있어서는습관형성의역할이상대적으로중요하지않음을보여준다. 즉열 (a) 의결과만으로습관형성의존재여부를파악하기는어려우나적어도전반적인만족도에관한조사에있어서는습관형성보다소비의내구성이더크게작용하는것으로보인다. 13) 그외에통제변수들의효과는기존연구들의결과와대체로일치한다. 연령의경우제곱항의계수가유의한양의값을나타내므로연령이많아질수록만족감이감소하다가일정연령을지나면서다시상승하는 U자형태를가지고있음을확인할수있다. 또한가족구성원의수가작을수록, 미혼보다는기혼일수록, 그리고배우자와이혼하지않은상태일수록더높은만족감을느끼는것으로나타난다. < 표 2> 의나머지열에는상대소득가설을살펴보기위한준거집단의평균소비수준이설명변수로추가되어있다. 열 (b) 는개인의거주지역을, 열 (c) 는학력 직업군을준거집단으로정의한결과이며, 열 (d) 에는두개의준거집단의소비가동시에고려되어있다. 그리고열 (a) 의결과에의하면비내구재소비는 t-4기까지만유의하며내구재소비는대부분의경우 t기만유의하므로, 열 (b) 이하에서는비내구재소비와내구재소비의시차를각각 t-4와 t-2까지만고려하기로한다. 시차를여러가지로다르게설정하여보았으나주요결과에는큰차이가없었다. 먼저열 (b) 를보면지역의평균소비 (RegC t ) 는개인의만족감에대하여유의한음의효과를가지는것으로나타난다. 이는개인이접근도가높은자신의이웃의생활수준과의비교를통해서자신의사회적위치를평가하며따라서부유한지역에거주하는개인일수록상대적으로주관적만족감이감소한다는 Luttmer(2005) 의결과와일치한다. 이러한결과는통계청에서제공하는지역별비내구재소비지출자료를사용하여준거집단의평균소비를계산한경우에도마찬가지로나타났다. 13) 과거소비의계수인 βn 이양수로추정된이유에대한또다른가능한설명으로는자산변수가누락된점을들수있다. 만일자산의크기가개인의주관적만족도에직접적으로영향을준다면과거소비와주관적만족도사이의양의관계는부분적으로는자산변수의누락에기인할수있을것이다. 이러한점을지적해준익명의심사자께감사드린다.
16 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 < 표 2> 소비자료를이용한실증분석결과 Dependent variable: 전반적생활만족도 (a) (b) (c) (d) Coeff. S.E. Coeff. S.E Coeff S.E Coeff. S.E C t 0.3594 *** 0.0886 0.4416 *** 0.0694 0.3061 *** 0.0664 0.2310 *** 0.0811 C t-1 0.2531 *** 0.0942 0.2417 *** 0.0734 0.1799 ** 0.0712 0.2004 ** 0.0846 C t-2 0.2531 ** 0.099 0.2387 *** 0.0772 0.2042 *** 0.0742 0.2029 ** 0.0887 C t-3 0.2757 *** 0.1062 0.1896 ** 0.0801 0.1111 0.0756 0.0913 0.0918 C t-4 0.1970 * 0.1088 0.3101 *** 0.0757 0.2642 *** 0.0713 0.3251 *** 0.0871 C t-5 0.0871 0.1062 C t-6-0.1347 0.0974 DC t 0.5677 ** 0.2366 0.2900 * 0.1699 0.1893 0.153 0.2486 0.1762 DC t-1 0.0662 0.2113 0.1268 0.1741 0.0262 0.1564 0.0711 0.184 DC t-2 0.0536 0.2253 0.0972 0.1793 0.2534 0.1623 0.2855 0.1942 DC t-3 0.4730 * 0.2559 DC t-4 0.4129 0.2575 DC t-5 0.2513 0.2695 DC t-6 0.2944 0.2651 RegC t -0.6676 *** 0.1583-1.1863 *** 0.1969 EduocC t 0.7720 *** 0.166 1.2763 *** 0.2082 성별 ( 여성 =1, 남성 =0) 0.117 0.1023 0.1488 * 0.0817 0.0351 0.0838 0.0864 0.1027 연령 -0.0677 *** 0.0127-0.0650 *** 0.0105-0.0982 *** 0.0127-0.0966 *** 0.015 연령 2 0.0007 *** 0.0001 0.0007 *** 0.0001 0.0011 *** 0.0001 0.0010 *** 0.0002 학력 0.0754 *** 0.011 0.0791 *** 0.01 0.0673 *** 0.0216 0.0396 0.0257 가족구성원수 -0.1383 *** 0.0216-0.1635 *** 0.0182-0.1131 *** 0.0182-0.1006 *** 0.0212 미혼 -0.0614 0.1464 0.0161 0.1193 0.0139 0.1153 0.1419 0.1393 기혼이며배우자있음 0.3375 *** 0.1084 0.3647 *** 0.0874 0.2645 *** 0.0946 0.3375 *** 0.1147 이혼 -0.2218 0.1495-0.2735 ** 0.1148-0.5541 *** 0.1122-0.3172 ** 0.1387 _cut1 4.8827 *** 1.4687-0.5432 0.8979 2.1378 ** 0.8336 0.2016 1.0313 _cut2 6.4307 *** 1.4694 0.9824 0.8977 3.7340 *** 0.8325 1.8177 * 1.0301 _cut3 8.7734 *** 1.4731 3.3483 *** 0.8992 6.0755 *** 0.8337 4.2537 *** 1.0314
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 17 Dependent variable: (a) (b) (c) (d) 전반적생활 만족도 _cut4 11.4707 *** 1.4839 5.9062 *** 0.9045 8.7043 *** 0.8386 6.8180 *** 1.0372 Rho 0.3844 *** 0.0214 0.3628 *** 0.015 0.3038 0.0147 0.3211 *** 0.0185 Obs. 5729 9064 9639 6815 주 : *** 은 1% 에서, ** 은 5% 에서, * 은 10% 에서유의함. 한국노동패널에서는 1999년비내구재소비자료가누락되어있기에 1998년, 2000년 ~2007년까지의자료만사용하여추정함. 한편학력 직업에따른준거집단을사용한열 (c) 를보면준거집단의평균소비 (EduocC t ) 오히려유의한양의효과를가진다. 이러한결과는개인이준거집단의평균소비와자신의소비를직접적으로비교하는것이아니라오히려사회안에서의자신이속한준거집단의상대적위치에더욱민감함을의미하는것일수있다. 혹은동일한학력 직업군에속한사람들끼리의상호작용의질에따라개인의만족감이달라진다는점을의미하는것일수도있다. 예를들어학력이높은개인은학력이낮은개인에비하여자신과학력이유사한개인들과의교류로부터상대적으로높은만족감을얻을것으로기대할수있다. 학력 직업준거집단의소비가높을수록주관적만족도가높아진다는결과는외적습관형성에대한 Dynan and Ravina(2007) 의연구에서도보고된바있다. 나. 소득자료의분석소비대신소득자료를이용하여습관형성및상대소득가설을살펴본결과는 < 표 3> 에나와있는데, < 표 2> 의결과와상당히유사하다. < 표 3> 의열 (a) 에의하면소득의경우에도소비와마찬가지로상당히긴시차 (t-3기혹은 t-6기 ) 를두고주관적만족감에정 (+) 의영향을미치고있음을확인할수있다. 또한통제변수인연령과가족구성원수, 결혼상태등의효과도 < 표 2> 에서와대체로유사하게나타난다. 14) 열 (b), (c), (d) 에는준거집단의소득수준이고려되어있는데, 역시소비의경우와마찬가지로지역준거집단의평균소득 (RegY t ) 은유의한음의계수를가지며학력 직업준거집단의평균소득 (EduocY t ) 은유의한양의계수를가지는것으로나타난다. 14) 학력과혼인상태에대해서는추정방법에따라유의함이달라지므로해석을생략한다.
18 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 한편표에나와있지는않으나, 통계청의지역별 1가구당생산자료를지역준거집단의평균소득으로사용하여식 (8) 을추정할경우에는 RegY t 의계수가통계적으로유의하지않게얻어진다. 이러한결과는아마도지역별총생산자료가지역별소득의크기를제대로반영하지못하기때문일것이다. 예를들면울산광역시의경우 1인당생산은 1인당소득과상당한괴리가있을것으로예상된다. < 표 3> 소득자료를이용한실증분석결과 Dependent variable: 전반적생활만족도 (a) (b) (c) (d) Coeff. S.E. Coeff S.E Coeff S.E Coeff S.E Y t 0.2115 *** 0.0222 0.2163 *** 0.0222 0.1992 *** 0.0317 0.2078 *** 0.0317 Y t-1 0.0931 *** 0.0231 0.0961 *** 0.0231 0.0897 *** 0.0305 0.0962 *** 0.0305 Y t-2 0.0894 *** 0.0231 0.0932 *** 0.0231 0.0728 ** 0.0298 0.0805 *** 0.0298 Y t-3 0.0747 *** 0.025 0.0756 *** 0.025 0.0875 *** 0.0328 0.0894 *** 0.0328 Y t-4 0.0266 0.0264 0.0287 0.0264-0.0209 0.0342-0.0184 0.0341 Y t-5 0.0108 0.0278 0.0105 0.0277 0.0016 0.0356-0.0006 0.0355 Y t-6 0.0632 ** 0.0297 0.0637 ** 0.0296 0.0543 0.0376 0.0545 0.0375 Y t-7 0.0463 * 0.0261 0.0447 * 0.0261 0.0465 0.0322 0.0428 0.0322 RegY t -0.2258 *** 0.087-0.3311 *** 0.0971 EduocY t 0.5052 *** 0.1287 0.5168 *** 0.1283 성별 ( 여성 =1, 남성 =0) 0.0221 0.0894 0.0303 0.0891-0.1977 * 0.1116-0.1847 * 0.1111 연령 -0.0874 *** 0.0104-0.0876 *** 0.0103-0.0955 *** 0.0143-0.0935 *** 0.0142 연령 2 0.0009 *** 0.0001 0.0009 *** 0.0001 0.0010 *** 0.0001 0.0010 *** 0.0001 학력 0.0600 *** 0.0098 0.0610 *** 0.0098 0.0296 0.0276 0.0313 0.0275 가족구성원수 -0.1147 *** 0.016-0.1160 *** 0.0159-0.0741 *** 0.0185-0.0768 *** 0.0185 미혼 -0.2208 * 0.1202-0.2127 * 0.1198-0.2275 0.1414-0.218 0.1408 기혼이며배우자있음 0.1960 ** 0.0932 0.2006 ** 0.0929 0.0698 0.1215 0.0782 0.121 이혼 -0.0704 0.1318-0.0628 0.1314-0.2173 0.1577-0.2002 0.157 _cut1-2.2310 *** 0.2803-2.8513 *** 0.3682-1.2037 ** 0.4729-2.0253 *** 0.5291
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 19 Dependent variable: 전반적생활만족도 (a) (b) (c) (d) _cut2-0.8452 *** 0.2786-1.4675 *** 0.3671 0.1518 0.4721-0.6714 0.5283 _cut3 0.8890 *** 0.2784 0.2643 0.3672 1.9017 *** 0.4734 1.0760 ** 0.5293 _cut4 2.7311 *** 0.2821 2.1052 *** 0.3699 3.7555 *** 0.4768 2.9289 *** 0.532 Rho 0.2548 *** 0.0156 0.2511 *** 0.0156 0.2171 *** 0.0187 0.2122 *** 0.0187 Obs. 7542 7542 5615 5615 주 : *** 은 1% 에서, ** 은 5% 에서, * 은 10% 에서유의함. 소비와소득자료를이용하여식 (7) 과식 (8) 을추정한결과, 설명변수들의계수의부호는두경우모두동일하게나타나지만계수의구체적인크기는다소차이를보이고있다. 일단 < 표 2> 와 < 표 3> 의추정결과를비교해보면소비의계수값이소득의계수값보다더크다는것을알수있는데, 이는개인의만족도가소득보다소비수준에더민감하게반응함을의미한다. 즉개인의만족도를설명하는요인으로서소득수준보다소비수준이더유용하다고할수있다. 2. 추가분석 준거집단이개인의효용에주는효과에대한추가적인분석을위하여준거집단을세분화하여하위집단안에서준거집단이개인의만족도에주는효과를살펴보았다. 첫번째분류는거주지역으로서, 16개의거주지역을 7개의 광역시 와 9개의 도 로나누어그추정결과를살펴보았다. 15) 광역시 와 도 에주거하는표본의비율은약 6:4정도이며, 이로써광역시에상대적으로더많은개인이거주하는것을확인할수있다. 두번째분류는연령으로서연령을 5개의하위집단으로분류하여그안에서준거집단이개인의효용에미치는영향을추정해보았다. 개인은거주지역별및연령별로상대소비를고려하는정도가다를것으로기대되며, 그결과는 < 표 4> 에제시되어있다. 16) 15) 광역시는 7 지역이있으며 ( 서울, 부산, 대구, 대전, 인천, 광주, 울산 ), 도는모두 9 개가있다 ( 경기, 강원, 충북, 충남, 전북, 전남, 경북, 경남, 제주도 ). 16) 소비와소득을사용할때의결과가비슷하여본연구에서는소비를이용한결과만첨부하였다. 그리고준거집단간의효과의차이에집중하기위하여준거집단외의결과는생략하였다.
20 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 < 표4> 준거집단의효과 : 거주지역별및연령집단별분석 거주지역별 연령집단별 광역시 도 40세미만 40대 50대 60대 70대초과 Reg t -1.235 *** -2.566 *** -1.313 *** -1.926 *** -1.569 *** -1.588 *** -3.54 *** Eduoc t 1.264 *** 0.871 *** 0.534 * 1.412 *** 1.162 *** 1.169 ** 1.7 * obs. 5770 3869 3340 3121 1952 1020 258 주 : *** 은 1% 에서, ** 은 5% 에서, * 은 10% 에서유의함. < 표 4> 에나타난거주지역별과연령별로세분화된준거집단의추정결과를살펴보면, 하위집단의분류와상관없이지역준거집단의소비 (Reg t ) 는개인의효용에부정적인영향을미치는것으로나타났고, 이와반대로학력 직업준거집단의소비 (Eduoc t ) 는개인의효용과양의관계가있는것으로나타났다. 이러한결과는하위집단으로분류하기전소비와소득자료를이용하여살펴본 < 표 2> 와 < 표 3> 에제시된추정결과와일치한다. 먼저, 거주지역별로나눈하위집단안에서준거집단의효과를살펴보았다. < 표 4> 의결과를보면도거주민이이웃의소비의더큰영향을받는것을알수있다. 반대로학력 직업준거집단의소비의경우에대해서는광역시거주민들이더민감하게반응한다. 지역준거집단의경우, 도거주민이광역시거주민보다상대적으로명확한비교가가능하기때문이라고생각할수있으나그원인을정확히파악하기는어렵다. 지역별로나타나는학력 직업준거집단의효과차이역시거주지역별로만나누어해석하는것은무리가있는것으로보인다. 그렇지만하위집단으로분류할경우에도여전히준거집단의효과의방향성이유의한수준에서일관성을보인다는사실을알수있다. 다음으로연령으로하위집단을정의하여각준거집단의효과를살펴보았다. < 표 4> 의연령별추정결과를보면, 준거집단의영향의크기가조금씩다른것을확인할수있다. 그중특징적인것은 40세미만의개인에대한준거집단의효과가다른연령에비해낮고 40대에준거집단의소비의계수가커진다는점이다. 즉, 젊은개인은지역주민이나같은학력및직업을지닌사람들과의비교에대해상대적으로작은반응을보이다가 40대가되면준거집단의소비에따라자신의만족도가크게변화한다는것이다. 이것은 40대에개인의거주지나직업의결정이안정적으로유지되며미래에기대되는변화가적기때문에준거집단과의비교에의한효용의변화가높아진것으로볼수있다. 단, 이러한패턴이연령효과인지동집단효과 (cohort effect) 인지는분명하지않다. 하지만어떠한경우라도, Reg t 는여전히음 (-) 의계수를가지며 Eduoc t 는양 (+) 의계수를가짐을확인할수있다.
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 21 3. 생활만족도와소득만족도 지금까지종속변수로사용하였던 전반적인생활만족도 ( 이하생활만족도 ) 는소비및소득수준뿐만아니라생활환경또는개인의심리상태등다양한삶의부분으로부터영향을받으므로, 위의결과에대한회의적인의견이존재할수있다. 따라서여기서는보다세부적이고구체적인지표라고할수있는 가족의수입에대한만족도 ( 이하소득만족도 ) 를종속변수로사용하여앞의분석을반복해보기로한다. 먼저 < 표 5> 와 < 표 6> 에는소득만족도와생활만족도가각각소비및소득수준과어떤관련성을가지는지상관계수를통하여비교한결과가나와있다. < 표 5> 에의하면소득만족도가생활만족도보다소비및소득과더강한상관관계를가짐을보여준다. 한편 < 표 6> 에의하면생활만족도와소득만족도간의상관관계는 2000년이후대체로 0.5~0.6의수준을유지하고있는것으로나타난다. < 표 5-1> 생활만족도와소득및소비의상관계수 < 표 5-2> 소득만족도와소득및소비의상관계수 생활만족도 소비 소득 소득만족도 소비 소득 생활만족도 1 소득만족도 1 소비 0.299 1 소비 0.313 1 소득 0.349 0.766 1 소득 0.414 0.765 1 < 표 6> 생활만족도와소득만족도사이의연도별상관계수 생활만족도 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 소득만족도 0.687 0.667 0.556 0.557 0.548 0.562 0.521 0.543 0.532 0.547 소득만족도를종속변수로한추정결과는 < 표 7> 의열 (b) 와 (d) 에제시되어있다. 생활만족도를종속변수로한추정결과와의비교를위하여 < 표 7> 의열 (a) 와 (c) 에는 < 표 2> 와 < 표 3> 의추정결과를다시한번수록하였다. 열 (a) 와 (b), 열 (c) 와 (d) 를비교해보면소득만족도를종속변수로사용할경우에대체로소비및소득의계수가더크다는점을확인할수있다. 반면준거집단의영향, 즉거주지역의평균소비및소득 (RegC t 및 RegY t ) 과학력 직업군의평균소비및소득 (EduocC t 및 EduocY t ) 의계수의절대값은소득만족도의경우에오히려더작게나타난다. 그러나이러한계수값의세부적인차이를제외하고는두종속변수로부터얻어진결과가서로유사하다고할수있다. 즉소비및소득의시차값과지역준거집단의평균소비및
22 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 소득이유의한양 (+) 의효과를가지며학력 직업군의평균소비및소득이유의한음 (-) 의효과를가진다는결과는종속변수에상관없이일관되게관찰된다. < 표 7> 소득만족도와생활만족도를종속변수로한추정결과 종속변수 (a) 생활만족도 (b) 소득만족도 (c) 생활만족도 (d) 소득만족도 C t 0.2310 *** 0.3494 *** C t-1 0.2004 ** 0.4498 *** C t-2 0.2029 ** 0.1821 *** C t-3 0.0913 0.023 C t-44 0.3251 *** 0.3064 ** Y t 0.2078 *** 0.3130 *** Y t-1 0.0962 *** 0.1214 *** Y t-2 0.0805 *** 0.0811 *** Y t-3 0.0894 *** 0.0925 *** Y t-4-0.0184 0.0499 Y t-5-0.0006 0.013 Y t-6 0.0545 0.1167 *** Reg t or RegY t -1.1863 *** -1.0838 *** -0.3311 *** -0.3066 *** Eduoc t or EduocY t 1.2763 *** 0.9124 *** 0.5168 *** 0.3624 *** 주 : *** 은 1% 에서, ** 은 5% 에서, * 은 10% 에서유의함. V. 결론 개인의효용이현재소비의절대적수준에만의존한다는가정은습관형성이론과상대소득가설에의해반박되고있다. 습관형성이론은효용의기간간독립성이라는개념에서벗어나과거의소비수준이현재효용의결정요소가될수있음을강조하며, 상대소득가설은효용이자신의소득수준뿐아니라타인의소득수준에도의존할수있다고주장한다. 본연구에서는과거소비및소득 ( 습관형성이론 ) 과준거집단의소비및소득 ( 상대소득가설 ) 이개인의주관적인만족도에주는영향을실증적으로분석하였다. 본연구의실증분석은두가지면에서기존의연구를확장시킨것이라고할수있다. 첫째, 습관형성에관한기존연구들
주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 23 에서많이사용되지않았던설문조사자료를사용하여개인의주관적만족도를결정하는요인들을직접적으로분석하고있다는점이다. 본연구에서사용하는주관적만족도의지표는한국노동패널에서제공하는 전반적인생활만족도 에대한설문조사자료이다. 둘째, 본연구에서는상대소득가설의검정에필요한준거집단의정의로서개인의거주지역과개인이속한학력 직업집단의두가지를사용함으로써보다다양한가능성을고려하고있다. 본연구의실증분석에의하면개인의효용은현재의소비 ( 소득 ) 외에과거의소비 ( 소득 ) 이나타인의소비 ( 소득 ) 에의해서도체계적으로영향을받는것으로보인다. 특히과거의소비 ( 소득 ) 는상당히오랜시간뒤에도개인의만족도에양의효과를주는것으로나타나는데, 이는일반적인습관형성이론의예측과는반대되는결과로서개인의소비에있어서습관형성보다는오히려소비의내구재적측면이더중요하게작용하고있을가능성을시사한다. 또한타인의소비 ( 소득 ) 도개인의주관적만족감에중요한영향을미치지만, 그구체적방향은고려되는타인이누구냐에따라다르게나타난다. 보다구체적으로, 자신과동일한지역에거주하는타인의소비 ( 소득 ) 는주관적만족도를낮추는작용을하지만, 자신과동일한학력 직업군에속한타인의소비 ( 소득 ) 는오히려주관적만족도를높이는것으로나타난다. 이러한결과는개인의만족도가여러요인들에의하여매우다양한방식으로영향을받을수있음을의미하는것으로서, 향후주관적만족감에관한연구들이보다활발하게이루어질필요성을보여준다.
24 ㆍ경희대사회과학제 38 권제 3 호 참고문헌 강성진 (2010), 한국인의생활만족도결정요인분석, 경제학연구, 제58권, 1호, 한국경제학회, pp.5-36. Abel, A.(1990), Asset Prices under Habit Formation and Catching Up with the Joneses, The American Economic Review, Vol. 80, No. 2, pp.38-42. Abel, A.(1999), Risk Premia and Term Premia in General Euilibrium, Journal of Monetary Economics, Vol. 43, No. 1, pp.3-33. Alessie, R., & Teppa, F.(2010), Saving and Habit Formation: Evidence from Dtch Panel Data, Empirical Economics, Vol. 38, No. 2, pp.385-407. Alonso-Carrera, J., Caballe, J., & Raurich, X.(2005), Growth, Habit Formation, and Catching-up with the Joneses, European Economic Review, Vol. 49, No. 6, pp.1665-1691. Bearden, W., & Etzel, M.(1982), Reference Group Influence on Product and Brand Purchase Decisions, Journal of Consumer Research, Vol. 9, No. 2, pp.183-194. Bertrand, M., & Mullainathan, S.(2001), Do People Mean What They Say? Implications for Subjective Survey Data, The American Economic Review, Vol. 9, No. 2, pp.67-72. Blanchflower, D., & Oswald, A.(2004), Well-being Over Time in Britain and the Usa, Journal of Public Economics, Vol. 88, No. 7-8, pp.1359-1386. Campbell, J., & Cochrane, J.(1999), By Force of Habit: A Consumption-based Explanation of Aggregate Stock Market Behavior, The Journal of Political Economy, Vol. 107 No. 2, pp.205-251. Carrasco, R., Labeaga, J., & Lopez-Salido, J.(2005), Consumption and Habits: Evidence from Panel Data, The Economic Journal, Vol. 115, No. 500, pp.144-165. Carroll, C., Overland, J., & Weil, D.(2000), Saving and Growth with Habit Formation, The American Economic Review, Vol. 90, No. 3, pp.341-355. Childers, T., & Rao, A.(1992), The Influence of Familial and Peer-based Reference Groups on Consumer Decisions, Journal of Consumer Research, Vol. 19, No. 2, pp.198-211. Clark, A., & Oswald, A.(1996), Satisfaction and Comparison Income, Journal of Public Economics, Vol. 61, No. 3, pp.359-381. Constantinides, G.(1990, Habit Formation: A Resolution of the Equity Premium Puzzle, The Journal of Political Economy, Vol. 98, No. 3, pp.519-543. Ditella, R., & MacCullouch, R.(2006), Some Use of Happiness Data in Economics, Journal of Economic Perspectives, Vol. 20, No. 1, pp.25-46. Duesenberry, J. Stemble.(1949), Income, Saving, and the Theory of Consumer Behavior,
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주관적만족도를이용한습관형성이론과상대소득가설의검정ㆍ 27 So-Ra Lee Ewha Womans University, Department of Economics, Graduate school Ki-Seok Hong Ewha womans University, Department of Economics, Professor ABSTRACT According to habit formation theory and relative income hypothesis, individual utility (subjective well-being) is determined by their own past consumption levels and others incomes respectively, as well as their own current consumption levels. Hence, this paper considers individual past consumptions (incomes), and consumptions (incomes) of two different reference groups to analyze the effects of these variables on subjective well-being. All data was retrieved from KLIPS (Korean Labor and Income Panel Study). The results of this paper show that 1) the durability of consumption is more important than habit formation in terms of consumption since individual past consumptions give a significantly positive effect on individuals satisfaction. 2) On the other hand, the coefficients of relative income show both positive and negative signs depending on the reference groups. Individual satisfaction was negatively affected by regional groups average consumption levels while, in contrast, individual satisfaction was affected positively by the average consumption levels of education & occupation groups. These results imply the possibility of diverse effects of reference groups on subjective well-being. Key Words:Subjective well-being, Relative income hypothesis, Habit formation, Reference groups Received August 14, 2012 Revised December 18, 2012 Accepted December 20, 2012