개인의 소비지출 결정요인 - kostat.go.krkostat.go.kr/file_total/2014_pp_04.pdf · 비 등의 필수재 소비에 더 큰 비중을 두고 있었으며, 재정자립도가

개인의 소비지출 결정요인 99

개인의 소비지출 결정요인

–세부소비항목과 지역 특성을 심으로-

장인수*1)권 **2)

<요 약>

인구 고령화라는 시간 정합성과 지역 특성이라는 공간 정합성 측면에서 ,

고령자의 소비지출 결정요인에 해 악하고자 하 다. 이는 소비가 일국의 경제

구조에 있어 큰 비 을 차지하고 있음을 생각해 볼 때, 인구 고령화가 야기할 것으

로 우려되는 생산성 하 이외에도 소비지출에 한 양상을 심도 있게 고려해 보는

것도 요하며, 아울러 지역 인 향으로 인해 개인 소비지출이 달라질 것이라는

단에 기인한다.

따라서 소비지출의 결정요인을 크게 소비지출 세부항목과 지역 특성으로 구분하고

각각의 모형을 설정한 후, 다 회귀모형과 다층모형을 연구방법론으로 채택하 다.

분석데이터는 고령화연구패 2차 데이터와 지역발 포털에서 제공하는 각 지역별

데이터를 사용하 다.

분석결과 , 고령자의 소비지출 경향은 외식비 등의 비필수재보다는 식비나 주거

비 등의 필수재 소비에 더 큰 비 을 두고 있었으며, 재정자립도가 높은 지역의 경

우 개인 소비지출이 많은 것으로 나타났다. 한 환경산업, 문화산업입지상(LQ)이 높

은 지역일수록 거주 , 고령층인구의 소비지출이 많은 것으로 나타났다.

이러한 분석결과를 바탕으로 논문의 말미에 소비지출에 한 정책 함의를 제시하

다.

주제어 : 인구고령화, 지역 특성, 소비지출, 다 회귀모형, 다층모형

* 서울 학교 농경제사회학부 지역정보 공 석사과정 ([email protected])

** 서울 학교 농경제사회학부 지역정보 공 석사과정 ([email protected])

100 학원생 논문 회 우수논문집

Ⅰ. 서론

1. 연구의 배경

최근 연일 보도되고 있는 주요 경제 뉴스 하나는 성장 기조가 지속되는 가운데, 소

비 심리가 축되고 있다는 것이다. 이는 일련의 내수 시장 침체에 한 사회 경고의 목

소리를 변하고 있는 것과 동시에 소비지출을 진작시키기 한 여러 정책 안 마련이 시

함을 반증하는 것이라고 하겠다. 비록 일국의 경제는 내 상황 이외에도 무역 계와

유가, 원자재 가격, 환율 등과 같은 외 요인 거시경제 변수 등에 의해서도 크게 좌

우되나 이러한 외 요인 못지않게 요한 것은 바로 내수시장이라고 할 수 있다. 이러

한 내수시장 역시 일반 인 경제이론에서 언 되는 공 과 수요라는 거 한 두 가지 요소

로 구성되므로 내수시장의 활성화를 해서는 공 , 수요가 매우 결정 인 역할을 하고 있

음은 주지의 사실이다. 더욱이 공 이 충분하게 이루어지고 있어도 수요가 이를 뒷받침하

지 못하면 균형가격과 공 량(수요량)이 원활하게 형성되지 못하고 내수시장 침체로 이어

지게 된다. 이러한 맥락에서 2013년 6월 27일 한 일간신문에 따르면, 기업들이 꼽은 최근

경 환경 악화의 주범은 소비심리 둔화에 따른 내수 매 부진으로 나타났는데, 내수시장

침체가 경기 회복에 가장 큰 걸림돌이며, 이러한 내수시장 침체는 충분한 공 여력에도

불구하고 얼어붙은 소비 심리라는 것이다. 한편 이러한 내수시장 침체를 야기하는 소비심

리 둔화를 타개할 수 있는 방안으로서 문화산업의 규제완화를 통한 고소득층의 국내 소비

를 증가시키는 방안과 동시에, 서비스산업 선진화 방안이 제기되고 있다1). 이러한 맥락과

유사하게 구경북연구원의 세미나에서는 구, 경북지역의 소비 축을 야기하는 주요 원

인 하나를 민간소비(심리) 축으로 꼽고, 이를 타개하기 한 방안 하나로서 지역산

업구조고도화와 서비스업 활성화를 제시한 바 있다.2) 이는 지역 내 산업 고도화가 지역 거

주민의 가처분소득 향상으로 이어져 결과 으로는 거주민의 소비를 진작시키는 방향을 기

할 수 있다는 것으로 풀이할 수 있다. 그러나 일각에서는 실질 인 서비스산업 선진화

방안보다는 개인의 가처분소득을 증가시킬 수 있는 복지정책이 더욱 실질 인 향을 미칠

것으로 언 하고 있다. 이러한 주장은 서비스산업의 선진화는 고용 창출을 통한 경제 활

성화, 그리고 이를 바탕으로 한 소득 증가라는 일련의 인과 계를 그 근거로 제시할 수 있

으나, 복지정책은 산업선진화가 빚어내는 연쇄 인과 계보다는 오히려 단순하게 정책 수

립과 시행만으로도 개인의 소득 증가 효과를 보여 수 있는 것으로 단할 수 있다.

한편 경제 활성화에 부정 향을 미칠 것으로 상되는 커다란 사회흐름은 바로

1) http://www.edaily.co.kr/news/NewsRead.edy?SCD=JA11&newsid=01807286602874520&DCD=A00101&Ou

tLnkChk=Y

2) http://m.kbmaeil.com/articleView.html?idxno=251349&menu=1


인구 고령화이다. 이는 가계부채, 이자율, 물가상승률, 부동산 등과 같이 일국의 거

한 거시경제변수 못지않은 (부정 ) 경제 효과를 야기할 것으로 우려되고 있다.

이러한 우려의 근거는 바로 인구 고령화에 따라 경제활동인구 연령이 증가하므로 이

러한 인과 계에 따른 생산성 악화에 기인하는 것이라 할 수 있다.

2. 연구의 흐름

상기한 바를 종합하면 본 연구가 지향하는 바를 명시 으로 제시할 수 있다. 즉, 속하

게 진행되는 인구 고령화에 따라 이미 노년기에 어들었거나, 막 노년기 진입을 목 에

두고 있는 , 고령인구를 심으로 이들의 소비지출 결정요인을 분석해 보는 것이다. 특

히 산업의 선진화와 지역의 복지정책이 과연 거주민의 소비를 진작시킬 수 있는 향요인

인지 분석하는 것은 요한 정책 함의를 기 할 수 있다는 에서 의의가 있다고 단

된다. 이를 해 본 연구에서는 2장에서 개인의 소비지출 결정요인에 한 이론 배경과

선행연구를 간략하게 살펴보고 기존의 선행연구와 다른 특징을 부각하여 본 연구의 실증

분석의 의의를 밝힌다. 3장에서는 실증분석을 한 단계로서 연구방법론과 분석데이터를

언 하고, 4장에서는 각 모형에 한 분석결과를 살펴 으로서 5장에서의 결론 정책

함의를 제시할 수 있도록 하 다. 이러한 연구의 흐름은 다음과 같이 나타낼 수 있다.

<그림 1> 연구의 흐름


Ⅱ. 이론배경 선행연구

1. 이론배경

개인의 소비지출 결정요인을 악하는 것이 요한 이유는 무엇보다도 소비지출이

국가 경제에 미치는 강력한 향에 있다. 개인의 소비지출은 국가 경제의 근간이다.

인즈가 언 한 균형국민소득(Blanchard, 2007; 최희갑 역)은 국민 총 소비수요와 투

자수요로 구성되는 것과 아울러 소비방정식( , : 소비, : 가처분소득,

Blanchard, 2007; 최희갑 역)이 요하게 강조되어 온 것을 통해 볼 때 경제학 으로

그 요성을 단할 수 있다. 더 나아가서 원자재 가격이 상승하여 최종재의 가격이

증가하면 소비가 감소하게 되고 이는 불황으로 이어져 정부재정지출의 증가로 이어지

며, 결과 으로는 물가상승과 함께 불황이 수반되는 스태그 이션(불황 속의 인

이션)이 야기되는 일련의 경제 이론의 과정을 살펴볼 때, 소비지출이 경제 반에

미치는 향은 결코 간과할 수 없는 것으로 인식할 수 있다. 아울러 시 정합성

측면에서는 무엇보다도 인구 구조변화를 야기하는 고령화라는 거 한 사회 흐름에

비춰볼 때, 노년기에 어들었거나 노년기를 목 에 두고 있는 이들의 소비지출이 어

떠한 요인에 의해 결정되고 있는지 악하는 것은 요한 정책 함의를 제시할 수

있는 좋은 근거가 된다고 하겠다.

2. 선행연구

한편, 개인의 소비지출의 결정요인에 한 연구는 다각 으로 진행되어 왔다. 즉,

연령과 거주지, 직업 등과 같은 특정 기 에 따라 인구집단을 분류하고 이들 집단의

소비지출에 한 결정요인 분석, 더 나아가 다양한 소비항목 특정 소비항목에

한 향 요인 분석 등으로 요약할 수 있다(김재석 외, 2013; 이민규 외, 2009;정 숙,

1993; 정운 외 2010; 차은 , 1999; 한수진 외, 2007 황은애 외, 1999; 등). 이들 연구

를 종합하면 소비지출의 결정요인은 통념과 크게 무 하지 않다는 것으로 풀이할 수

있다. 즉, 개인 속성이 가장 요한 결정요인으로 인식되는 것이다. 즉, 소득으로 표

되는 개인의 가처분소득(disposable income)이 많을수록, 학력과 부/자산의 크기는

일반 으로 정(+)의 계가 있다고 알려져 있으므로 학력이 높으면 자산의 크기가 증

가하여 소비지출은 높게 나타나는 것이다. 한 이러한 물리 요인 이외에도 개인의

직 인 선호나 기호 체계에 의해서도 소비지출은 좌우될 수 있다.

한편, 개인이 속해있는 사회경제 요인에 의해서도 소비지출은 좌우된다. 일반 으

로 표 인 사회경제 요인으로 단할 수 있는 것은 시장의 이자율과 물가수 이


다. 즉, 이자율이 높으면 소비지출 신 축을 증가시키는 경향이 나타나 소비지출이

감소하고, 물가가 상승하면 개인이 소비지출의 수단으로 활용할 수 있는 화폐자산의

실질 인 가치가 하락하므로 이에 따라 소비지출이 감소한다는 것이다. 즉, 통 으

로 이자율과 물가는 각각 소비지출과 부(-)의 계가 존재하고 있는 것으로 인식되고

있다.

3. 본 연구의 차별성

지 까지 살펴본 바에 따르면, 소비는 다양한 요인에 의해 향을 받고 있으며 소

비 결정요인을 분석한 연구는 매우 많다. 그러나 이를 공간 차원에서 근하여 분

석한 연구는 거의 미진하다고 할 수 있다.

이러한 문제 인식과 그 궤를 같이 하여 볼 때 개인의 소비지출과 같은 행동이 개인을

둘러싸고 있는 사회환경과 하게 련되어 있다고 생각해 볼 수 있다. 이러한 근거는

최근 사회과학의 여러 분야에서 개인을 둘러싸고 있는 지역 환경에 한 심 고양(이희

연, 2012)과도 무 하지 않다. 즉, 개인이 거주, 상주하고 있는 지역의 제반 특성이 개인의

행동과 사상, 가치 등에 어떤 향을 미치고 있다고 생각해 볼 수 있다는 것이다.

공간 측면에서 개인 소비지출에 향을 미치는 지역 특성을 악하는 것은 지역

의 산업 특화에 따라 개인의 소비지출이 어떻게 달라지는지 악할 수 있으므로, 각

지역특색에 맞게 지방자치 인 소비 장려 정책의 용이 가능할 것으로 단되며, 더

나아가서는 개인의 특성 행동에 향을 미치는 지역 특성을 분석함으로서, 개인을

둘러싼 환경 지역이 요한 요인이 됨을 역설할 수 있을 것이다.

본 연구의 목 은 일차 으로는 , 고령인구의 소비지출 결정요인 세부항목에

해 알아보고 추가 으로 지역특성에 따라 소비지출이 어떻게 변하는지 그 향력을

실증분석하는 것이다. 이는 경제학 인 에서 일차 으로 국가 경제의 기반이 되

는 소비지출의 결정요인에 한 분석이 요구되는 것을 그 주요 기반으로 하고, 상기

한 바와 같이 개인을 둘러싸고 있는 사회 환경의 특성이 개인의 소비지출과 어떤

련성이 있을 것이라는 기 에 기인한다. 소비는 국민소득삼면등가의 법칙에서도 주요

한 요소로 악되고 있는데 이는 재화에 한 총수요 주요 부분을 차지하고 있는

소비 특성을 생각해 볼 때 그 타당성이 인정된다.

, 고령인구의 소비지출 결정요인을 악하는 것은 인구구조 변화를 야기하는

가장 큰 사회흐름 하나라고 할 수 있는 고령화가 속하게 진행되어 고령화 사

회를 목 에 두고 있는 우리나라의 입장에서는 시의 한 연구가 될 수 있다. 아울

러 공간 에서 근하는 것은 지역개발 지역산업 정책 육성에도 한 정책

함의를 제시할 수 있다는 에서 그 의의를 찾을 수 있다.


Ⅲ. 모델링

1. 연구방법론

1) 다 회귀모형(Multiple linear regression model)

실증분석을 해 본 연구는 다 회귀모형과 다층모형(Multilevel Model)을 차용하 다.

연구방법론의 자 용은 총 소비지출의 결정요인 소비 세부항목이 각각 어느 정도

의 향을 보이고 있는지, 그 차등 인 향력에 해 악하고자 함이다. 이는 하기된

수식 (1)과 같이 동일한 계층의 데이터에 하여 좌변의 종속변수에 미치는 우변의 독립

변수 향을 분석하고자 하는 수식으로 정리되는데, 이는 회귀분석 선형회귀분석으로

서 독립변수가 두 개 이상인 다 회귀분석(Multiple linear regression analysis)으로 요약

되며 일반 인 최소자승법(OLS : Ordinary least square)이 용된다.

··································································································(1)

이러한 수식은 오차항 의 제곱의 합을 각각의 회귀 라미터인 에 하여 편미

분(partial differentiation)하고 이를 ‘0’으로 만드는 각각의 방정식을 풀어서 해를 구하

는 과정이라고 할 수 있다(이희연 외, 2012). 아울러 일반 으로 알려진 OLS의 다섯

가지 가정이 충족됨과 동시에 이러한 과정을 거친 회귀계수 추정을 행렬 표기(matrix

notation)로서 다음과 같이 나타낼 수 있다(이희연 외, 2012).

′ ················································································································································(2)

′

′

·············································································································································(3)

이 때 식 (2)는 OLS로 추정한 각각의 추정치로서 기본 으로 불편성(Unbiasedness),

효율성(Effectiveness), 일치성(Consistency)을 충족시키며, 식 (3)은 y추정치로서 추

정치에 각각의 독립변수를 곱한 값으로 구성된다.


2) 다층모형(Multilevel linear model)3)

아울러 후자인 다층모형은 앞서 언 한 바와 같이 개인과 지역의 계구조 상정에

기인한다. 이를 다시 정리하면, 학생이 학 에, 근로자는 직장 부서 직장에, 기업은

산업에 각각 하 수 의 단 가 상 수 의 단 에 포섭되어 있음을 악할 수 있는

데 이와 같이 하나의 단 가 그보다 상 수 에 속해 있는 구조를 계구조

(hierachical structure)라고 한다(이희연 외, 2012). 본 연구에서는 다층모형을 용하

기 해 두 가지 실증분석 모형을 상정하 는데, 이는 지역특성을 모형 2-1에서는 지

역의 재정과 경제력을 리하는 변수로서 1인당 GRDP와 재정자립도로, 모형 2-2에서

는 지역의 입지상을 설정한 데 있다.

다층모형은 앞서 언 한 바와 같이 개인과 지역이 계 계를 형성하고 있음에

착안하 으므로, 이러한 계 구조를 형성하고 있는 데이터를 하게 다루기 해

서는 이의 용이 불가피하기 때문이다. 본 방법론은 교육학 분야에서 학생 교사

등의 행동양식, 성 , 만족도 등의 제반 개인 특성에 향을 미치는 학 학교

특성의 분석을 해 개발, 발 되었으나, 사회과학분야에서도 다양한 계 데이터

구조 특성으로 인하여 활발하게 용되고 있는 실정이다.

본래 집단 는 사회 인 특성이 개인에게 향을 미칠 수 있다는 실증분석 연구의

흐름은 다음과 같이 세 가지로 나타낼 수 있다. 첫째, 종속변수가 동일한 사회 수

에 용된 독립변수들을 통해 설명가능하다는 것, 둘째, 한 수 에서의 종속변수의 변

동이 상 수 에서의 집단 는 사회 향에 의해 설명된다는 것, 셋째, 한 수 에

서의 결과의 변동이 보다 낮은 수 에서의 결과의 변동에 의해 설명된다는 것이다(이

성우 외, 2006). 아울러 이성우 외(2006)에 따르면 두번째 세번째 연구의 흐름이 다

층모형의 용에 합한 것으로 이해되며, 이는 개인과 개인이 거주, 상주, 교통하고

있는 사회 맥락(social context)가 개인과 집단의 계 체계로 볼 수 있다. 그러므

로 다층모형은 일반 인 다 회귀모형과 같이 동일한 수 의 데이터만을 처리할 수

있는 모형과는 다르게 개인과 지역이라는 서로 다른 수 의 분석 단 를 하나의 모형

3)

학문분야 명칭

사회학 다 (다층)선형모형(multilevel linear models)

농학 생물학 혼합효과모형, 임의효과모형(mixed-effects model)

경제학 임의계수 회귀모형(random-effects models)

통계학 공분산 구성모형(covariance components models)

교육학 계선형모형(hierarchical linear models)

자료 : 이성우 외(2006)


으로 통합하여 분석을 가능 한다는 에서 그 특징을 찾을 수 있다. 즉, 하 수

과 상 수 의 라미터를 동시에 추정하게 할 수 있는 도구 맥락으로 이해된다.

이러한 을 견지하여 논의를 조 더 확장시키면, 다층모형은 개인과 지역과 같

이 분명한 계 인 계를 형성하고 있는 데이터에 하여 계구조를 무시하고 처

리하 을 경우 나타나는 생태학 오류(ecological fallacy; Robinson, 1950)와 원자학

오류(atomic fallacy; Alker, 1969)를 분명하게 해결할 수 있다는 에서 그 용의

의의를 찾을 수 있다. 생태학 오류는 미시 수 인 개인의 특성을 집합화하여 거

시 수 에서 분석을 수행하는 경우 개인의 집단 체의 경향이 개인과 다르기 때문

에 나타나는 오류를 말한다(이희연, 2012). 이와는 반 로 미시 수 에서의 추론 결

과가 거시 수 의 분석결과에 한 설명력을 결여하는 경우는 원자학 오류라고

한다(이성우, 2006). 아울러 임의계수모형(다층모형)을 사용한 실증분석은 실증분석에

있어 변수별 우 성 별 등에 있어서의 통계 문제 을 보완하는 것으로 나타남(강

상진, 1995; 성기선, 1997; 이성우 외, 2003; Duncan et al., 1993; Longford, 1993 등,

이성우, 2006에서 재인용)에 따라 통계 측면에서 그 요성이 부각되고 있다.

다층모형은 크게 두 가지로 나뉘는데, 이는 임의효과를 편에만 부여하는지 아니

면, 편과 기울기 모두에 부여하는지에 따라 임의 편모형(random intercept model)

과 임의계수모형(random coefficient model)로 분류된다. 임의효과는 편/기울기의 추

정계수가 하나의 값이 아니라 상 수 인 집단의 특성에 따라 여러 개의 값을 가지

는 것을 의미한다(이희연 외, 2012). 본 연구에서는 임의 편모형을 채택하여 실증분

석을 수행하 다. 임의 편모형은 고정효과 부분과 임의효과 부분으로 구성되며, 임의

효과를 나타내고 있는 오차항 역시 앞서 언 된 두 가지 오차로 구성된다.

한편, 본 모형은 무조건부모형과 조건부모형으로 구분되는데, 이는 독립변수의 투입

여부에 따른 것이며 각 모형의 특성에 한 논의는 다음과 같이 정리된다.

········································································································································(4)

먼 무조건부모형은 상기된 식 (4)에서 확인할 수 있는 바와 같이 독립변수 없이,

오직 각 수 의 오차항으로만 구성된다. 이 때, 식 (4) 우변의 첫 번째 항 는 각 개

인별 체의 평균 인 경향이 추정된 고정효과(fixed effect)이며, 두 번째 항인 는

2수 의 지역 간 차이를 반 하는 오차항이며, 세 번째 항 는 1수 개인 간 차이

를 나타내는 오차항이다. 즉, 두 번째, 세 번째 항인 오차항에만 임의효과가 부여된다

는 특징을 내포하고 있다. 아울러 이는 공분산분석(anova : Analysis of Variance)의

형태와 동일한데 다만, 순수한 공분산분석의 경우 일반최소자승법(OLS : Original


Least Square)으로 추정하나, 본 모형의 경우에는 최우추정법(MLE : Maximum

Likelihood Estimation)을 사용하는 것이 다르다(이희연 외, 2012).

조건부모형은 앞서 살펴본 무조건부모형에서의 분산의 유의성에 따라 독립변수를

순차 으로 투입한 모형이다. 이는 1수 (개인)과 2수 (지역) 특성 변수를 각각 순차

으로 투입함으로서 완성되며 이의 형태는 다음 식 (5), (6)에서 각각 확인할 수 있

다.

1수 변수 투입

·····························································································································(5)

2수 변수 추가 으로 투입

···········································································································(6)

식 (5)의 우변의 첫 번째, 두 번째 항 , , 식 (6)의 우변의 첫 번째, 두 번

째, 세 번째 항 , , 는 모두 고정효과를 나타내는 것이며, 마지막 두 개

의 항 , 는 모두 임의효과를 나타내는 오차항이다. 한 는 1수 에서, 는

2수 (지역 특성)에서 각각 투입되는 변수이다. 이 때 수 별 독립변수가 모두 투입된

조건부모형의 식(6)은 분산구성모형으로 지칭되는데, 이의 경우 편에 하여서만 임

의효과를 부여하 으므로 편의 지역 간 차이만 존재함을 가정한다.

아울러 다층모형에서 기본 인 가정으로 제시되고 있는 지역 수 의 임의효과를 나

타내는 오차항과 각 개인 수 의 임의효과를 보이고 있는 오차항의 경우 모두 정규분

포와 상호 독립을, 아울러 지역 간 임의효과에 해서도 상 계를 독립으로 가정하

다. 아울러 Luke(2004)에 따라 다층모형을 용하기 해 독립변수 더미변수를

제외한 모든 변수에 심보정(centering) 작업을 수행하 으며, 특히 1수 독립변수

에는 집단평균보정방식(group mean centering) 방식을 용하여 2수 지역 간 차이

를 더 잘 반 할 수 있도록 하 으며, 2수 독립변수에는 총평균보정방식(grand

mean centering)을 채택하여 편에 한 직 인 해석을 더욱 용이성을 도모하 다

(이성우 외, 2006).

아울러 일반 으로 제시되는 종속변수의 분산이 등분산성을 충족시킨다는 가정을


수정하여, 지역별로 다르게 나타나는 분산구조를 실증분석에 함께 반 하기 해 본

연구에서는 unstructured로 채택하 다. 이의 형태는 하기된 (7)과 같이 나타낼 수 있

다. 본래 다층모형에서 용되는 공분산구조는 매우 다양하나, 본 모형에서 반 된 구

조는 다양한 공분산 구조 가장 용이 용이하고, 제한 요소가 은 이유로서

(liberal)4) 채택되었다.

···························································································································································(7)

한 본 모형에서는 일반 인 선형회귀모형에서의 모형의 설명력을 뜻하는 결정계

수를 도출할 수 없기 때문에 이를 체하기 한 방안으로 분산의 감소비율을 통해

모형의 설명력을 악할 수 있다. 이는 다음과 같이 정리된다(이성우 외, 2006).

무조건부모형의 수준 분산무조건부모형의 수준 분산조건부모형의 수준 분산

······················································(8)

아울러, 계를 고려하지 않은 선형모형과 다르게, 총분산 2수 의 분산이 어느

정도를 차지하고 있는지 악하기 한 집단 내 상 (ICC)을 통해 순차 으로, 수

별로 투입되는 독립변수들이 얼마나 종속변수의 분산을 설명하는지를 알려주는 기

을 악할 수 있다(이희연 외, 2012).

·························································································································································(9)

4) http://www2.sas.com/proceedings/sugi30/198-30.pdf


2. 데이터(Data) 연구의 공간 범

1) 분석데이터

실증분석을 해 본 연구에서는 고령화연구패 2차 데이터(2008)와 각 지역별 데

이터를 사용하 다. 특히 고령화연구패 은 향후 고령사회로 변화해 가는 과정에서

효과 인 사회경제정책을 수립하고 시행하는 데에 활용될 기 자료를 생산하는 데에

목 이 있으며 이를 통해 고령사회의 다양한 측면들을 포착하고, 여러 분야의 학제

연구가 가능한 자료를 구축하며, 나아가 미국, 유럽 등 이미 고령자 상 패 조사

를 실시하고 있는 선진국과 비교가 가능한 자료를 생산하여 고령화 정책 학술 연

구의 기 자료로 활용하고자 한다는 데 그 의의를 찾을 수 있다.5) 아울러 분석 상의

소비항목은 식비(기본식비, 외식비), 교육비(공교육비, 사교육비), 주거비, 보건의료비,

피복비로 구성되어 있으며, 개인특성변수는 고령화연구패 데이터에서 추출된 개인

의 기본 특성인 성별, 연령, 학력, 연간 가구총소득이 투입되었다. 한 모형 2-1에

서 지역의 재정과 경제력을 리하는 변수로서 1인당 GRDP와 재정자립도를 투입하

다. 한 모형 2-2에서는 지역특성변수는 지역의 입지상 석유화학, 반도체, 신소

재, 환경, 문화산업으로서 창조경제라는 국가경제기조와 부합하는 산업을 심으로 설

정하 다. 지역특성변수는 지역발 포털(www.redis.go.kr)에서 해당 정보를 찾아 지역

별로 정렬하여 분석과정에 맞게 가공하여 투입하 다.

2) 연구의 공간 범

연구의 공간 범 는 우리나라 체 16개 시도 제주특별자치도를 제외한 15개

시도를 분석 상으로 하 다. 이는 표본의 특성 상 제주특별자치도의 표본 수가 매우

게 가공된 한계에 기인한다.

5) http://www.kli.re.kr/klosa/ko/about/introduce.jsp;jsessionid=31740BB6262FF07D6E71BD58513BAE27


<그림 2> 연구의 공간 범


Ⅳ. 분석결과

앞서 언 한 바와 같이 본 논문의 실증분석 부분은 모형 1과 2로 구성되어 있으며,

모형 2 역시 세부(1)과 (2)로 각각 구분된다.

1. 모형 1

, 고령자의 소비지출의 구성요소라고 할 수 있는 소비 세부항목의 향력을 악

하기 한 모형에 해서는 다음 <표 5>와 같은 분석결과가 도출되었다. 먼 방법

론 으로는 모든 변수가 통계 으로 매우 유의하며, 모형의 설명력을 뜻하는 결정계

수( ) 역시 0.8465로 높은 것으로 나타났다. 한편, 계수()를 통해 악할 수 있는

바와 같이 모든 항목이 총소비지출과 정(+)의 계를 보이고 있으며, 이 가장 큰

향을 보이는 세부항목은 피복비(1.4334), 식비(1.3699), 주거비(1.3319) 순인 것으로

나타났다. 이러한 항목은 일반 으로 사치재가 아닌 필수재 소비의 성격을 가지는 것

으로서 , 고령자의 소비패턴은 필수재 소비 비 이 더 높게 나타나고 있음을 악

할 수 있다. 상 으로 사교육비와 보건의료비의 향력이 낮게 나타나고 있는 것은

각각 자녀의 사교육비 지출의 연령 가 지난 것과 의료보험이 존재하고 있는 것으로

악할 수 있다.

소비지출에 한 각각 항목의 탄력성을 악하기 해 모든 변수에 log값을 포함한

수 모형(log-log linear model)을 분석한 결과 가장 높은 탄력성을 보이고 있는

항목은 식비 는데, 이는 앞선 모형에서 분석된 계수값의 크기 순과는 일치하지 않았

다. 결국 소비지출의 식비탄력성이 가장 큰 것으로 도출되었으며, <표 5>에서 살펴본

바와 같이 계수값이 가장 크게 도출된 항목이었던 피복비의 경우는 탄력성이 0.0512

로 미미한 것으로 나타났다. 경제이론 에서 일반 으로 생활필수재의 경우 수

요의 가격탄력성이 낮게 나타나고, 고가품 등의 사치재의 경우 탄력성이 크게 도출되

는 것을 견지하면, 식비, 주거비 등의 생활 필수재 항목의 경우 소비지출에 한 해당

탄력성이 다른 항목에 비해 상 으로 크게 나타나며, 이 경우에도 반 인 , 고

령자의 소비지출 패턴은 필수재가 아닌 생활 필수재 심으로 이루어지고 있음을

악할 수 있다. 한 소비지출의 보건의료비 탄력성의 경우 다른 항목과 비교하여 볼

때 가장 낮은 소비지출 탄력성을 보 는데 이는 보건의료비가 체 소비지출에서 차

지하고 있는 비 이 상 으로 낮다는 것을 반증함과 동시에 의료보험 지출 비 이

다른 연령 에 비해 높게 나타날 것을 상할 수 있다.

아울러 <표 7>과 <표 8>은 소비지출의 세부항목 이외에 추가 으로 분석 상 표

본의 인구사회학 특성을 반 하 다. 이는 모형의 강건성(robustness)을 악함과


동시에 , 고령자 개인의 인구사회학 특성이 소비지출에 어떤 향을 미치고 있는

지 분석하기 함이다. 독립변수를 추가 으로 투입하 을 경우 해당 독립변수의 유

의성이나 계수, 혹은 부호가 변할 경우 모형의 강건성이 성립되지 않는 문제가 지

될 수 있으나, 본 모형에서는 그러한 문제 은 발견되지 않았으며 오히려 추가 인

설명변수(독립변수)의 투입으로 인해 모형의 설명력이 더 높아지는 결과를 보 다. 남

성보다는 여성의 소비지출이 높은 것으로, , 고령층 연령이 낮을수록, 학력이 높을

수록, 연간가구총소득이 높을수록 소비지출이 높아지는 것으로 나타났다. 특히 학력의

계수가 가장 큰 것으로 도출되었는데, 이는 학력 1단 가 증가함에 따라 소비지출은

3단 이상 증가하는 것으로 해석할 수 있다. 반면, 연간 가구총소득의 향력은 그리

크지 않은 것으로 분석되었다.

한 분석 상 표본에 하여 소비지출의 인구사회학 특성 탄력성의 경우는 학력

탄력성이 가장 높은 것으로 분석되었으나 통계 유의성이 확보되지는 않았다. 반면

연간 가구총소득의 탄력성은 거의 없는 것으로 분석되었다.

변수 s.e t p-value

식비 1.3699*** .0259 52.85 0.000

외식비 1.3801*** .0701 19.67 0.000

공교육비 1.1083*** .0171 64.54 0.000

사교육비 1.9095*** .0295 30.77 0.000

주거비 1.3319*** .0540 24.64 0.000

보건의료비 1.9877*** .0400 24.65 0.000

피복비 1.4334*** .0724 19.80 0.000

상수항 11.8037*** 1.1235 10.51 0.000

N 5,092

F(11,5080) 4006.13

Prob>F 0.0000

0.8465

adj 0.8463

Root MSE 37.584

주1 : 종속변수는 소비지출액임

주2 : *,**,***은 각각 10%, 5%, 1%에서 유의함을 뜻함

<표 5> 모형 1 분석결과 (1)



식비 1.2469*** 0.0264 47.22 0.000

외식비 1.1449*** 0.0700 16.34 0.000

공교육비 1.0442*** 0.0174 59.89 0.000

사교육비 0.8608*** 0.0289 29.70 0.000

주거비 1.2246*** 0.0532 23.01 0.000

보건의료비 1.0098*** 0.0391 25.77 0.000

피복비 1.2317*** 0.0718 17.14 0.000

<표 7> 모형 1 분석결과 (3)


log식비 0.3057*** 0.0194 15.69 0.000

log외식비 0.0328*** 0.0154 2.13 0.033

log공교육비 0.1491*** 0.0801 18.61 0.000

log사교육비 0.1647*** 0.0119 13.82 0.000

log주거비 0.1657*** 0.0191 8.65 0.000

log보건의료비 0.0282*** 0.0095 2.97 0.003

log피복비 0.0512*** 0.0137 3.73 0.000

상수항 2.4593*** 0.0846 29.05 0.000

N 601

F(7,593) 229.57

Prob>F 0.0000

0.7305

adj 0.7273

Root MSE .2097

주1 : 종속변수는 log소비지출임

주2 : *,**,***은 각각 10%, 5%, 1%에서 유의함을 뜻함

주3: 비용지출이 0,1인 항목은 log를 취할 수 없으므로 비용지출이 1 이상인 표본 수로 한정하여 회귀분

석을 진행하 음

<표 6> 모형 1 분석결과 (2)


성별 -1.0724*** 1.2087 -0.89 0.375

연령 -0.2993*** 0.0589 -5.08 0.000

학력 3.3370*** 0.6412 5.20 0.000

연간 가구총소득 0.0026*** 0.0002 12.73 0.000

상수항 28.1514*** 4.4619 6.31 0.000

N 5,092

F(11,5080) 2706.60

Prob>F 0.0000

0.8542

adj 0.8539

Root MSE 36.641


log식비 0.2928*** 0.0194 15.06 0.000

log외식비 0.0194*** 0.0151 1.28 0.200

log공교육비 0.1374*** 0.0080 17.01 0.000

log사교육비 0.1511*** 0.0119 12.65 0.000

log주거비 0.1636*** 0.0187 8.73 0.000

log보건의료비 0.0354*** 0.0094 3.77 0.000

log피복비 0.0443*** 0.0134 3.30 0.001

성별 -0.0125*** 0.0178 -0.70 0.485

연령 -0.0021*** 0.0010 -2.03 0.043

학력 0.0157*** 0.0118 1.33 0.185

연간 가구총소득 0.0000*** 2.48e-06 4.59 0.000

상수항 2.6717*** 0.1047 25.51 0.000

N 601

F(11,589) 158.31

Prob>F 0.0000

0.7473

adj 0.7425

Root MSE 0.2037

<표 8> 모형 1 분석결과 (4)


2. 모형 2-1

본 모형은 앞서 언 한 바와 같이 , 고령자의 소비지출에 향을 미치는 경제

측면의 지역특성을 악하고자 임의 편모형을 용함과 동시에 지역특성변수를 지역

의 1인당 GRDP와 재정자립도를 투입하 다.

아울러 무조건부모형에서 악할 수 있는 바와 같이 2수 분산값이 유의함과 동시

에 총 분산 2수 분산이 차지하고 있는 비율인 ICC가 0.063정도로 일정하게 도출

되었으며 일반 으로 사회과학 분야에서는 본 ICC가 20%를 넘지 않고 표본의 개수와

도 한 련이 있음을 생각해 볼 때(김형용, 2010), 본 모형의 ICC는 결코 작다고

단언할 수 없다고 하겠다. 이러한 단에 따라 순차 으로 독립변수를

투입하 으며, 투입단계에 따라 2수 분산값이 지속 감소하 다. 아울러 앞서 언

한 분산비율감소통계를 용하면 1수 인구사회학 변수를 투입하 을 경우, 2수

분산이 약 57%(0.5698), 1, 2수 변수를 공히 투입하 을 경우 약 76%(0.7625) 감

소함을 악할 수 있다. 이러한 분산감소통계비율로 본 모형에서의 독립변수 투입이

하 음을 악할 수 있다.

한편, 2수 지역 변수를 심으로 본 모형의 분석결과를 설명하면 다음과 같다.

먼 1인당 GRDP는 통계 유의성이 확보되지 못했으며, 미미한 부(-)의 향을 미

치는 것으로 악되었다. 본래 GRDP(Gross Regional Domestic Product : 지역내 총

생산)을 그 지역의 인구 수로 나 개념으로 이다. 본 개념이 도출되기 한 발 이

라고 할 수 있는 GRDP는 시, 도단 별 생산, 소비, 물가 등 기 통계를 바탕으로 추

계한 해당지역의 부가가치를 뜻하며, 사업장 단 로 추계된 생산 측면의 부가가치로

정의된다.6) 특히 GRDP는 지역 내 산업구조의 실태를 악할 수 있음과 더불어

지역 총 수요의 구성요인을 악할 수 있는 유용한 지표로서 인식된다. 더욱이 지역

발 정책과 신정책 수립을 한 기본정보로서도 악된다(김종희, 2010, GRDP(지

역 내 총생산) 추정을 통한 지역 간 경제력 격차 분석, 지방행정연구, 24(1):

207-235)는 에서 거주민의 소비지출과 한 련이 있을 것으로 상되었으나

분석결과는 다른 것으로 나타났다.

1인당 GRDP와 개인의 소비지출이 미세한 부(-)의 계를 보이고 있는 것은 두 가

지의 측면에서 생각해 볼 수 있다. 먼 , 소득가설로 표 되는 인즈의 소비함수

이론을 그 근거로 생각하면 일정기간의 소비가 재 개인이 보유하고 있는 소

득에만 의존하므로 해당 지역의 총생산액이 그 지역 내 거주민들의 가처분소득과 직

6) http://www.index.go.kr/egams/stts/jsp/potal/stts/PO_STTS_IdxMain.jsp?idx_cd=1008


으로 연결되지 않을 수 있다는 것이다. 이는 국민총생산(GNP)의 개념을 보완하기

한 국내총생산(GDP)의 의미와 크게 무 하지 않다.

한 재정자립도는 정(+)의 향을 미치는 것으로 분석됨과 동시에 통계 으로도 유

의하 다. 이는 지방 재정의 건 성을 뜻하는 지표로서 일반회계를 기 으로 국 평

균 시, 도별 평균을 순계 산 규모로서 산출된다. 7) 즉, 이는 각 지방자치단체의

경제력과 함께 경제 자율성을 동시에 악할 수 있는 지표로 인식된다. 지역 측면

에서 개인의 소비지출이 증가할 수 있는 가능성을 생각해 볼 수 있는 것은 그 지역에

서 소비가 활발히 이루어질 수 있는 여지가 부여된다는 것으로 이해할 수 있으며, 이

는 곧 지방자치단체의 경제 자율성을 바탕으로 실 된다. 다시 말해서 본 분석결과

에서의 정(+)의 계는 지방자치단체의 경제 자율성이 높을수록 지역 내 소비를 할

수 있는 여지 혹은 공간이 더 많이 제공될 수 있다는 것을 그 논거로 제시할 수 있다.

이러한 분석결과에 하여 좀 더 생각해 보면 다음과 같은 논거 제시도 가능하다.

즉 이는 지역 내 자치단체의 재정이 탄탄한 것은 거주민들의 경제 여건을 보다 풍

요롭게 만드는 요인으로서 작용할 수 있다는 것이다. 바꾸어 말하면, 재정이 탄탄하면

거주민들의 삶의 질을 향상시키는 에서 복지재정 등의 정책이 보다 자유롭게 수

립, 시행될 수 있다. 이러한 논리는 재정자립도가 높은 지역에서는 보다 가용할 수 있

는 복지서비스가 다양해짐으로 인해 소득변화 없이도 개인의 소비 여력이 증가할 수

있다는 데 기인한다. 이를 기본 인 미시경제학의 에서 좀 더 자세하게 살펴보면

다음과 같이 나타낼 수 있다.

재정자립도가 높은 지역은 낮은 지역에 비해 상 으로 제반 복지재정이 더 많이

확보될 것으로 상되며, 이는 지역 내 거주민들이 이용할 수 있는 측면에서의 보조

에서 차이가 날 것으로 악할 수 있다. 즉, 재정자립도가 높을수록 복지재정의 증가

가능성이 높아짐에 따라 복지서비스로 인한 개인의 다른 재화의 소비 여력이 증가할

수 있다는 것이다. 일종의 물보조로 인식할 수 있으며, 이러한 높은 재정자립도로

인해 결과 으로 최 선택 의 이동이 뒤따르게 된다는 논리로 이어질 수 있다. 지

까지의 논의를 도식하면 다음 <그림 3>과 같이 표 될 수 있다.

7) http://ko.wikipedia.org/wiki/%EB%8C%80%ED%95%9C%EB%AF%BC%EA%B5%AD_%EC%A7%80%E

B%B0%A9_%EC%9E%AC%EC%A0%95_%EC%9E%90%EB%A6%BD%EB%8F%84


고정효과 표 오차 t-값 p-value

Intercept 4.5585*** 0.0485 90.771 0.000

임의효과 표 편차 분산 자유도 p-value 신뢰도

Level 2 0.18935 0.0358*** 14 347.72866 0.0000.948

Level 1 0.7325 0.5365***

주1 : *,**,***은 각각 10%, 5%, 1%에서 유의함을 뜻함

주2 : 신뢰도(reliability estimate)는 임의효과의 신뢰도를 뜻함

<표 9> 모형 2-1 무조건부모형 분석결과

<그림 3> 산제약과 무차별곡선의 이동

<그림 3>은 개인의 선택 가능한 소비계획이 두 가지만 있는 것으로 상정하여 2차원 평

면상에 산제약선과 무차별 곡선으로 도식하 으나 앞서 언 한 높은 재정자립도로 인한

복지시설 공 에 따른 개인의 만족도 향상을 직 으로 보여 다는 장 이 있다. 이를 좀

더 자세히 설명하면 다음과 같다. 먼 개인의 동일한 소비계획의 집합이 무차별곡선이며,

이는 산식이라는 제약이 뒤따르게 된다. 개인의 효용이 한없이 증가할 수 없는 원인이

바로 이것에 기인하는 것이며, 결국 무차별곡선과 산제약식이 만나는 이 개인의 효용

극 화가 달성되는 최 선택 인 것이다. 비록 사 소유가 아닌 공공재이며, 혼잡의 문제

까지 고려하면 근성에도 차이가 존재하게 되는 등 매우 제한 으로 용될 수 있지만

지역의 복지시설은 노인 개개인의 산제약이 증가되는 방향으로도 이어질 수 있다. 이에

따라 선택의 폭이 넓어져 무차별곡선이 상방이동하게 되고 개인의 최 선택 역시 이동

할 수 있는 것이다. 비록 이러한 논리는 사 재가 아니라 복지재정의 객체인 공공재라는

것과 혼잡의 문제가 발생한다는 에서 매우 제한 인 논의에 그친다는 단 이 있다.


고정효과 표 오차 t-값 p-value 표 오차 t-값 p-value

독립변수

1수 1수

편 4.5701*** 0.0320 142.616 0.000

성별 0.0217*** 0.0194 1.117 0.265 0.0223**** 0.0194 1.151 0.250

연령 -0.0213*** 0.0018 -11.475 0.000 -0.0214*** 0.0018 -11.530 0.000

학력 0.1771*** 0.0173 10.250 0.000 0.1762*** 0.0171 10.259 0.000

가구소득 0.0000*** 0.0000 4.204 0.000 0.0000*** 0.0000 4.210 0.000

2수 2수

편 4.5691*** 0.0227 201.120 0.000

1인당

GRDP-0.0022*** 0.0017 -1.251 0.235

지역별

재정자립도0.0041*** 0.0010 3.960 0.000

임의

효과

표

편차분산 자유도

p-val

ue신뢰도

임의

효과

표


p-val

ue신뢰도

Level

20.1242

0.0154

***14

281.40

730.000

0.935

Level

20.0925

0.0085

***12

96.363

90.0000

0.889Level

10.5425 0.2943

Level

10.5425 0.2944

주1 : *,**,***은 각각 10%, 5%, 1%에서 유의함을 뜻함


<표 10> 모형 2-1 조건부모형 분석결과 : 1수 , 2수 변수 투입

3. 모형 2-2

한편 소비지출의 세부항목과 더불어 지역의 입지상(LQ)을 지역특성변수로 투입한

모형 2-2의 경우에도 ICC가 약 4.1%로 도출되었으며, 2수 분산값이 통계 유의성

을 확보함에 따라 추가 인 독립변수 투입과정을 수행하 다.

앞선 모형 1과 비교하여 주목할 만한 사항은 1수 변수를 투입하 음에도 2수

분산값이 상당히 어들었다는 것이다. 이는 1수 변수 투입 시 분산비율감소통계가

약 93.1%로 도출된 것을 통해 악할 수 있다.


고정효과

표 오차 t-값 p-value 표 오차 t-값 p-value독립변수

1수 1수

편 129.5895*** 1.4374 90.152 0.000

월평균

식비1.3117*** 0.0270 48.446 0.000 1.3148*** 0.0270 48.694 0.000

월평균

외식비1.2803*** 0.0704 18.172 0.000 1.2806*** 0.0703 18.192 0.000

<표 12> 모형 2-2 조건부모형 분석결과 : 1수 , 2수 변수 투입

1수 의 세부소비항목변수와 개인특성변수의 경우 앞선 모형 1에서 분석한 결과가

유사하게 도출되었으므로, 2수 입지상 변수를 심으로 분석결과를 해석하면 다음

과 같다.

먼 환경산업입지상이 높은 지역에서의 소비지출이 가장 높은 것으로 나타났으며,

문화산업입지상, 신소재산업입지상 순으로 도출되었다. 특히 환경산업입지상이 1단

증가하면 지역 내 거주민들의 소비지출 평균은 약 10단 이상, 문화산업입지상이 1

단 증가하면 약 7.5단 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 분석결과는 환경산업과

문화산업이 거주민의 소비지출의 미치는 향력이 존재하고 있음을 뜻하는 것이라 하

겠다. 환경산업은 최근 부각되고 있는 녹색소비문화가 이루어지고 있음을, 문화산업의

경우 거주민의 경우에는 다양한 소비지출이 이루어질 수 있는 여지가 제공됨을 그 근

거로서 제시할 수 있다.

고정효과 표 오차 t-값 p-value

Intercept 125.0579*** 5.0659 24.686 0.000

임의효과 표 편차 분산 자유도 p-value 신뢰도

Level 2 195012 380.2972*** 14 249.2765 0.000

0.922

Level 1 93.8484 8807.5298***

주 : *,**,***은 각각 10%, 5%, 1%에서 유의함을 뜻함


<표 11> 모형 2-2 무조건부모형 분석결과


월평균

공교육비1.0569*** 0.0175 60.159 0.000 1.0567*** 0.0175 60.149 0.000

월평균

사교육비0.8858*** 0.0292 30.307 0.000 0.8852*** 0.0292 30.283 0.000

월평균

주거비1.2232*** 0.0553 22.097 0.000 1.2222*** 0.0552 22.105 0.000

월평균

보건의료

비

1.0147*** 0.0396 25.568 0.000 1.0155*** 0.0396 25.598 0.000

월평균

피복비1.4200*** 0.0727 19.526 0.000 1.4187*** 0.0726 19.522 0.000

성별 -1.2916*** 1.2244 -1.055 0.292 -1.3660*** 1.2246 -1.115 0.265

연령 -0.3705*** 0.0597 -6.199 0.000 -0.3705*** 0.0598 -6.193 0.000

학력 3.7535*** 0.6517 5.759 0.000 3.7855*** 0.6519 5.806 0.000

2수

편 129.5637*** 1.0988 117.904 0.000

석유화학

산업입지

상

0.9078*** 0.4828 1.880 0.092

반도체산

업입지상-0.9442*** 0.9803 -0.963 0.361

신소재산

업입지상1.6844*** 1.5769 1.068 0.314

환경산업

입지상10.1480*** 3.2069 3.164 0.012

문화산업

입지상7.5798*** 3.7367 2.028 0.073

임의

효과

표


p-valu

e신뢰도

임의

효과

표


p-val

ue신뢰도

Level

25.1036

26.0477

***14

88.993

10.000

0.841

Level

23.6273

13.1577

***9

32.019

40.000

0.731Level

1

36.951

7

1365.4

293

Level

1

36.952

4

1365.4

839

주1 : *,**,***은 각각 10%, 5%, 1%에서 유의함을 뜻함



Ⅴ. 결론

1. 연구의 요약

본 연구는 개인의 소비지출 결정요인을 개인의 인구사회학 특성과 더불어 소비지

출의 세부항목으로 나 어 살펴 과 함께 개인과 지역이 계 계를 형성하고 있음에

착안하여 개인의 소비지출에 미치는 지역 특성을 악하고자 하 다. 특히 소비행

를 1)인구 고령화에 따라 길어진 노후를 효과 으로 할 수 있는 삶의 수단 하

나로서 악하고, 2)공간 에서 국가 경제의 원천이 되는 소비행동의 양상과 결

정요인을 악하는 것은 시 정합성과 함께 공간 정합성을 고려하 다는 에서

그 의미를 찾을 수 있다.

이를 해 모형 1의 경우 소비지출 결정요인을 개인의 인구사회학 특성과 소비세

부항목으로 나 어 살펴보았고 일반 인 다 회귀모형을 용하 다. 아울러 각각의

독립변수별 소비지출탄력성을 악하기 해 log-log모형을 함께 고려하 다. 모형 1

의 분석결과를 살펴보면 분석 상인 , 고령층의 소비패턴은 사치재보다는 일반재

소비에 가깝고, 식비와 같은 필수재 소비의 탄력성이 높게 도출되었다.

모형 2-1의 경우 지역의 경제 특성이 거주민의 소비지출에 어떠한 향을 보이고

있는지 악하기 해 지역 1인당 GRDP와 재정자립도를 투입하 다. 1인당 GRDP는

소비지출에 해 부(-)의 향을 미치고 있는 것으로 도출된 반면, 재정자립도는 정

(+)의 향을 미치는 것으로 분석되었으며, 통계 으로도 유의하 다. 이러한 분석결

과에 해 공간, 시설, 복지 측면에서 거주민의 소비 가능성 증가 여력과 상 소득 증

가로 인한 소비 여력 증가를 그 논거로 제시하 다.

모형 2-2의 경우 지역의 입지상이 거주민의 소비지출과 어떤 계를 보이고 있는지

규명하고자 하 다. 특히 창조경제의 국가경제기조에 따라 첨단산업과 3차산업을

심으로 하여 석유화학, 반도체, 신소재, 환경, 문화산업의 다섯 가지 산업입지상을 투

입하여 살펴본 결과, 환경산업과 문화산업의 입지상이 높은 지역의 경우 거주민의 소

비지출이 높은 것으로 나타났다. 이러한 분석결과는 지역 내 산업구조가 거주민의 소

비지출이라는 경제행동과 어느 정도 련성이 있는 것을 보여주는 것이라 할 수 있

다. 즉, 소비지출 진작을 해서는 지역 내 산업구조를 고려하는 것도 한 안이 될

수 있음과 동시에 이러한 안 시행이 가능 되기 해서는 지방자치단체의 독립성

이 더욱 보장되어 효율성을 도모하는 것이 바람직할 것이다.


2. 연구의 한계 의의

먼 본 연구는 실증분석결과에서 악할 수 있는 바와 같이 왜 이러한 양상이 나

타났는지에 한 결과 차원에서 명쾌한 해답을 주지 못하는 것을 그 한계로서 꼽을

수 있다. 이러한 문제 은 데이터의 계 구조로 인한 계모형을 고려한 것과 더

불어 계량 모형에 해서만 연구 수행을 치 하다보니 발생한 질 측면의 한계로

서 인식된다. 추후 이러한 문제는 사례 연구 등을 통한 질 연구방법론을 용하여

어느 정도 해소할 수 있을 것으로 단된다. 아울러 연령군 별 조군 없이 , 고령

층을 단일 인구집단으로 설정하여 연령의 효과를 더욱 심도 있게 고려하지 못한 한계

도 아쉬움으로 남는다 하겠다.

그러나 본 연구는 개인의 소비지출 결정요인을 지역, 공간 측면에서 다룬 연구라

는 에서 그 의의를 찾을 수 있다. 개인이 지역과 계 계를 형성하고 있다는

은 분명 개인의 소비지출 양상이라는 행동과 상태에 향을 미치는 지역 특성을 고

려할 수 있다는 가능성을 부여하기 때문이다. 추후 본 연구에서 제시한 틀을 바탕으

로 더욱 지역 인 특성을 다양하게 고려할 수 있다면 정책 함의를 더 많이 제공할

수 있을 것으로 단된다.

아울러 본 연구에서 투입한 지방자치단체의 재정자립도를 거주민의 산제약식으로

연결시킨 논거 역시 어느 정도의 논리성을 제공하고 있다는 에서 그 의의가 있다고

하겠다. 비록 매우 제한 논리이기는 하지만, 재정자립도가 높다면 거주민의 소비 여

력이 증가할 수 있다는 논거는 그 개연성이 농후하기 때문이다.

분석결과를 바탕으로 먼 경제의 근간이 되는 소비를 진작시키기 해서는 지역

내 산업구조를 고려해야 하며, 재정자립도를 향상시킬 수 있는 방안을 더욱 도모하여

야 할 것을 정책 함의로 제시하는 바이다. 한 지역 내 입지상이 어떻게 분포하는가

에 따라 거주민의 소비패턴은 달라짐을 확인할 수 있었으며, 더 나아가 재정자립도가

높을수록 거주민의 소비지출이 증가하 다. 한 인구고령화에 따라 , 고령층의 소

비패턴을 악할 필요가 있는 바, 이들은 반 으로 사치재가 아닌 필수재를 소비하

는 경향이 뚜렷한 것으로 분석되었는데 이러한 것 역시 유 기 계자 등에

한 정보를 제시할 수 있다고 단된다.


변수 내용 N 평균 표 편차 최소값 최 값

종속변수

월평균소비지출(만원) 5,092 129.89 95.87 5 1000

독립변수

소비지출

항목변수

월평균식비(만원)

5,092

36.29 24.87 1 250

월평균외식비(만원) 6.42 9.44 0 150

월평균공교육비(만원) 13.37 33.23 0 640

월평균사교육비(만원) 6.76 19.61 0 290

월평균주거비(만원) 16.29 10.73 1 150

월평균보건의료비(만원) 7.91 13.33 0 200

월평균피복비(만원) 6.31 8.76 0 200

성별1: 남성

0: 여성(참조집단) 0.28 0.45 0 1

연령 연속변수 62.75 10.64 47 99

학력

1: 졸

2: 졸

3: 고졸

4: 졸이상

1.94 1.04 1 4

연평균

가구소득연속변수(만원) 2372.23 2990.13 1 91360

<부표 1> 모형 1 변수의 기술통계량

<부록>

<부표 5> 지역별 1인당 GRDP/재정자립도(단 : 만원, %)



종속변수

log(월평균소비지출) 5,092 4.60 0.75 1.61 6.91

1수 독립변수

성별1: 남성

0: 여성(참조집단)

5,092

0.28 0.45 0 1

연령 연속변수 62.75 10.64 47 99

학력

1: 졸

2: 졸

3: 고졸

4: 졸이상

1.94 1.04 1 4

연평균

가구소득연속변수(만원) 2372.23 2990.13 1 91360

2수 독립변수

지역별 1인당 GRDP(백만원/인)

15

22.66 8.36 13.32 41.48

지역별 재정자립도 49.05 20.79 21.40 90.20

<부표 2> 모형 2-1 변수의 기술통계량



종속변수

월평균소비지출(만원) 5,092 129.89 95.87 5 1000

1수 독립변수

소비지출

항목변수

월평균식비(만원)

5,092

36.29 24.87 1 250

월평균외식비(만원) 6.42 9.44 0 150

월평균공교육비(만원) 13.37 33.23 0 640

월평균사교육비(만원) 6.76 19.61 0 290

월평균주거비(만원) 16.29 10.73 1 150

월평균보건의료비(만원) 7.91 13.33 0 200

월평균피복비(만원) 6.31 8.76 0 200

성별1: 남성

0: 여성(참조집단) 0.28 0.45 0 1

연령 연속변수 62.75 10.64 47 99

학력

1: 졸

2: 졸

3: 고졸

4: 졸이상

1.94 1.04 1 4

<부표 3> 모형 2-2 변수의 기술통계량(종속변수 1수 독립변수)



2수 독립변수

지역

산업별

입지상

석유화학산업입지상

15

1.84 2.75 0.05 8.96

반도체산업입지상 0.93 1.23 0.00 3.99

신소재산업입지상 1.22 0.84 0.12 3.56

환경산업입지상 1.08 0.48 0.20 2.31

문화산업입지상 0.73 0.43 0.42 2.14

<부표 4> 모형 2-2 변수의 기술통계량(2수 독립변수)

지역 2010 1인당 GRDP 2012 재정자립도

국 21.787 52.3

서울특별시 24.216 90.2

부산 역시 15.66 57.4

인천 역시 19.218 71

구 역시 13.322 52.8

주 역시 15.486 46.6

역시 15.319 58.3

울산 역시 41.476 71.2

경기도 19.456 72.6

강원도 18.062 26.9

충청북도 22.876 34.2

충청남도 38.821 35.5

라북도 17.592 26

라남도 28.573 21.4

경상북도 26.582 28.3

경상남도 23.315 43.3

<부표 5> 지역별 1인당 GRDP/재정자립도(단 : 백만원, %)


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Documents

개인의 소비지출 결정요인 - kostat.go.krkostat.go.kr/file_total/2014_pp_04.pdf · 비 등의 필수재 소비에 더 큰 비중을 두고 있었으며, 재정자립도가