주택가격변동이 민간소비에 미치는 영향：경기순환을 고려하여 ·...

金融硏究 ||||||| Journal of Money amp Finance | Vol22 | No 1 | 2008 3

주택가격변동이 민간소비에 미치는 영향경기순환을 고려하여

김세완1)

― 국문초록―

본 논문에서는 우리나라의 주택가격 변화가 민간소비에 미치는 영향을 경기순환을 고려하여

살펴본다 주택가격 변동이 소비에 비치는 부의 효과에 대한 기존의 연구가 경기순환을 고려

하지 않았던 데 반하여 경기변동에 따른 주택자산의 부의 효과변화를 정량적으로 이해하는

데 본 연구의 의미가 있다고 할 수 있다 또한 기존의 마코프스위칭 모형을 통한 경기순환 모

형의 단점을 극복하기 위하여 본 연구에서는 경기순환 더미변수가 포함된 벡터오차수정

(Vector Error CorrectionVEC) 모형을 이용한다 추정결과에 따르면 경기의 상태에 따라 상

이한 주택자산 부의효과가 추정되었다 경기확장기에서는 주택가격증가율이 1 상승할 때

소비증가율은 약 00370 증가하였고 즉 경기수축기에서 소비증가율은 1 주택가격증가율

상승에 약 00171 감소하는 것으로 추정되었다 이는 주택자산 부의효과가 주택가격 자체의

변화 뿐 아니라 소비자의 경기에 대한 인식에 의하여도 유의적인 영향을 받는 근거로 해석

될 수 있을 것이다

핵심단어 벡터오차수정모형 경기순환 주택가격 부의 효과 소비

JEL 분류기호 C12 C13 C32 E21 G10

Ⅰ 서론

우리나라에서 2000년 이후 급격한 주택가격의 상승은 가계의 부(wealth)에 커다란

변화를 가져온 것으로 보인다 예를 들면 lt그림 1gt에서 보여지듯이 2000년 1월에 64

논문의 내용을 세심하게 읽어봐주시고 좋은 제안을 해주신 두 분의 심사자께 감사드린다

이화여자대학교 경제학과 (Tel 02-3277-4467 E-mail swanewhaackr)

28 金融硏究 제22권 제1호 2008

ltFigure 1gt Apartment Price Index(September 2003 = 100)

20

40

60

80

100

120

140

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

Dotted line implies January 2001Data source Kookmin Bank Seoul KoreaThis graph shows the dynamic movements of Apartment Price Index from January 1987 to March 2007 The representative housing price index shows clear upward trend starting from year 2000 in Korea

수준이던 아파트 매매가격 종합지수는1) 2006년 12월에 120 수준으로 두 배 가까이 급격

하게 상승하였다 주택가격의 하방경직성을 고려할 때 주택가격의 상승은 항상소득

(permanent income)으로 이해되어질 수 있고 항상소득가설(permanent income hypothesis)

에 의하면 자연스럽게 가계의 소비지출에 영향을 줄 수 있다고 예상할 수 있다 그러나

lt그림 2gt에서 소비지출을 나타내는 도소매 판매지수의 움직임에서는 주택가격의 상승

과 달리 2000년 이후 특별한 증가세를 보이지 않았고 오히려 2003년 이후에는 증가세가

감소하는 모습을 보이고 있다2) 본 연구에서는 주택가격이 소비에 영향을 주는 lsquo부의

효과rsquo는 경제의 상태에 따라 상이할 수 있다는 가정을 하고 경제의 상태를 경기 확장국면

과 수축국면으로 나누어 lsquo주택자산 부의 효과rsquo를 계량적으로 추정하고자 한다

최근 주택가격 상승으로 인하여 주택자산 부의효과의 크기를 계량적으로 추정하

는 많은 연구가 있어왔다 하지만 본 연구에서와 같이 경기의 순환을 고려한 연구는

없었던 것으로 보여진다 경기 순환점은 여러 가지 경제 요소들을 고려하여 결정되지만

1) 국민은행 전국 주택가격 동향조사

2) 도소매판매지수로 추정된 소비의 평균증가율은 1987년～2002년 사이 68427 2003년～2006년 사이는

14426로 나타나 2003년 이후 상대적인 소비증가율의 감소추세를 보인다고 할 수 있다

주택가격변동이 민간소비에 미치는 영향 29

ltFigure 2gt Whole-Retail Sale Index (2000 = 100)

20

40

60

80

100

120

140

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

Dotted line implies January 2001Data source Bank of Korea Seoul KoreaThis graph shows the dynamic movements of Whole-Retail sale index from January 1987 to March 2007 The representative consumption expenditure index shows similar upward trend around year 2000 in Korea

경기의 확장기와 수축기를 합리적으로 인식하는 소비자들은 경제전체의 상태(state) 변

화에 따라 소비를 상이하게 결정할 것이라는 추측이 가능하다

구체적으로 본 연구에서는 벡터오차수정(Vector Error Correction VEC) 모형과

경기의 더미변수(dummy variable)을 이용하여 경기의 수축과 확장에 따른 차별화된 주택

자산 부의 효과를 측정한다 추정결과에 따르면 경기의 확장기와 수축기에서 주택가격은

유의적으로 상이한 부의효과를 보였고 이는 부의효과가 주택가격 변화 뿐 아니라 소비

자의 경기에 대한 인식에 의하여도 유의적인 영향을 받는 근거로 해설 될 수 있을 것이다

기존의 연구에서 자산의 부의 효과 즉 주택가격이나 주식가격이 민간소비에 미치

는 효과에 대하여는 어느 정도 입증하고 있으나 그 정도와 유의성에 있어서는 차이를

보이고 있다 사용된 계량모형과 데이터로 볼 때 기존의 연구를 크게 두 가지 형태로

나누어 볼 수 있겠다 첫 번째는 자산 가격 버블을 계측하여 분석한 이민원(1994)과

정한영(2003) 두 번째는 자산가격 변동을 이용하여 분석한 최창규이범호(1999) 김병

화문소상(2001) 윤성훈(2002) 이항용(2004) 등이 있다

김병화문소상(2001)은 주택가격과 주가가 민간소비에 미치는 영향의 크기와 시

차를 오차수정모형을 이용하여 분석하였다 추정결과 1980년대에는 자산의 부의효과가

30 金融硏究 제22권 제1호 2008

통계적으로 유의하지 않았으나 1990년대 들어서는 통계적으로 유의한 것으로 분석되었

다 주택가격의 민간소비에 대한 탄력성은 약 08 정도로 추정하였다 반면 윤성훈(2002)

은 자산가격 급변동이 소비에 미친 영향을 분석하여 1980년대 말 거품 형성기에는 부의

효과가 크게 증가하는 것으로 나타났으나 통계적으로 계수가 유의하지 않은 문제점이

있었던 반면 1990년대 들어서는 거의 전기간에 걸쳐 부의 효과를 나타내는 내구재소비

에 대한 자산가격의 탄력성이 유의한 것을 밝혔다 특히 지가에 대한 내구재소비의 탄력

성을 약 04정도로 추정하였다 정한영(2003)은 주가지수와 주가 버블은 모두 소비에

영향을 주는 것으로 분석하였지만 주택가격과 그 버블은 소비에 영향을 미치지 않는

것으로 분석하였다 김경환(2003)은 서울지역 아파트시가총액 시계열을 이용하여 소비

의 장기탄력성을 02수준에서 유의적으로 추정하였다 또한 이항용(2004)은 시계열 자료

와 횡단면 자료를 모두 이용하여 주택자산의 부의 효과가 유의적으로 존재함을 003

이상의 수준에서 추정하였고 부채-자산비율을 이용하여 부채가 부의 효과를 약화시키

는 영향이 있음을 밝혔다

본 연구 논문은 다음과 같이 구성되어 있다

제 Ⅱ장에서는 벡터오차수정(Vector Error Correction VEC) 모형과 경기의 더미변

수(dummy variable)를 이용한 추정방법에 대하여 논의한다 또한 경기변동을 계량모형화

하는 데 있어 마코프스위칭 모형에 비하여 본 연구에서 이용되는 더미변수를 고려한

모형이 어떤 점에서 우월한 지에 대하여 논의한다 제 Ⅲ장에서는 모형추정결과를 분석

하고 제 Ⅳ장에서는 주택가격의 부의효과의 정도를 분석한다 제 Ⅴ장의 결론에서는

본 연구의 내용을 정리하게 된다

Ⅱ 벡터오차수정(Vector Error Correction) 모형의 추정

1 추정 모형의 선택

본 연구에서는 소득 소비 주택가격의 장기적인 공적분 관계와 경기순환을 고려하

여 주택가격의 부의효과를 추정한다 이를 위하여 이용하게 될 계량 모형은 벡터오차수

정 (VEC) 모형에 경기순환 더미 변수를 포함한 형태가 된다3) 아래에서는 몇 가지 상이한

3) Johansen(1995) 참조


계량모형들 사이에서 벡터오차수정 (VEC) 모형을 택하게 된 이유에 대하여 설명한다

전통적으로 어떠한 자산의 lsquo부의효과rsquo를 연구하는 데는 Modigliani and Tarantelli

(1975)등의 lsquo평생소득가설rsquo에 근거한 소비이론에 따라 다음의 식 (1)과 같은 형태의 추정

이 많이 이용되어왔다

(1)

자산의 가격( ) 소비 지출(

) 소득( )

하지만 이러한 추정은 데이터의 안정성 정상상태(steady state)로의 동태적인 조정

과정 등이 포함되지 않은 모형이기에 현대 계량경제학에 의하여 많은 비판을 받아왔다4)

이런 이유에서 최근 자산의 lsquo부의효과rsquo에 대한 연구는 위의 계량적인 약점을 보완한

벡터오차수정(VEC) 모형이 이용되어지고 있는 추세이다

또한 벡터오차수정(VEC) 모형을 이용함에 있어서 경기의 상태(state)에 따른 거시

변수들의 움직임에 대한 기존의 연구에서는 주로 마코프 국면 전환모형(Markov regime

switching model)이 사용되어 왔다 하지만 본 연구에서는 Kim and Lee(2007)의 더미변수

를 이용한 자기회귀 모형을 적절히 변환하여 경기변화를 계량모형에 적용시킨다 본 논문

에서는 기본적으로 마코프 국면 전환모형이 국면전환과정을 적절히 모형화 할 수 없을 수도

있는(misspecified) 가능성에 주목하고 일반 경제주체가 인식하는 국면의 변화는 lsquo사후적

으로rsquo(ex-post) 확인할 수 밖에 없는 한계를 고려하여 통계청의 경기순환발표5)를 기준으

로 국면을 불황과 호황으로 이분하여 추정한다 본 논문에서 마코프국면전환 모형 보다

더미변수를 이용한 벡터오차수정모형을 이용하는 보다 구체적인 이유는 다음과 같다

첫 번째로 마코프국면 모형 추정의 경우 본 논문의 모형인 더미변수를 사용하는

경우보다 많은 계수를 추정해야 할 뿐 아니라 그에 대한 불확실성도 고려해야 하기

때문에 자연스럽게 추정치들의 효율성 (efficiency)이 감소한다 이러한 이유에서 불황과

호황을 식별하는 것이 목적이 아니라면 굳이 마코프국면전환 모형을 통하여 국면의

확률을 고려할 필요까지는 없는 것으로 판단된다

둘째로 본 연구에서 목표로 하는 주택자산의 부의 효과를 측정하는 데 있어서

소비 소득 주택가격의 세 변수의 장기관계를 공적분관계를 통하여 고려해야 하므로

4) Ludvigson and Steindel(1999) 참조

5) 부록 참조

32 金融硏究 제22권 제1호 2008

장기적인 안정관계인 공적분이 어떠한 확률을 가지고 경제의 상태에 따라 변한다고 가정

하는 것은 장기적인 관계(long run relationship)의 개념에 부합하지 않는 것으로 보여진다

마지막으로 마코프국면전환 모형에서 추정계수와 분산이 모두 마코프국면전환

과정을 따른다고 가정할 경우 국면(regime)이 평균방정식(mean equation)의 계수보다는

분산에 의하여 나눠지는 경향이 아주 강하다 그럼에도 추정된 국면의 확률을 분산보다

는 평균방정식의 변화에 의하여 식별되었다고 가정하고 호황과 불황을 분리하였다고

잘 못 해석할 가능성이 있다 또한 마코프 국면 전환 모형의 도입 이유가 이분산을 조정하

기 위함인 경우가 많음에도 이분산이 해결되지 않는 경우가 많다

2 벡터오차수정 (Vector Error Correction) 모형의 추정

본 연구에서 이용되는 세 변수 즉 실질 주택가격지수( ) 실질 소비(

) 그리고

실질 소득( )은 장기적인 관계를 가지는 비정상(non-stationary 또는 I(1)) 시계열이므

로6) 단순한 벡터자기회귀(Vector AutoregressiveVAR) 모형은 다음과 같은 벡터오차수

정(Vector Error CorrectionVEC) 모형으로 전환되어 추정되어야 한다

구체적으로 서로 공적분 관계가 존재하는 세 변수 실질 주택지수( ) 실질 소비

( ) 그리고 실질 소득(

) 의 공적분 모형은 다음의 식 (2)와 같이 표현된다

(2)

실질 아파트가격 증가율

실질 소비 증가율 실질 소득 증가율

위의 식 (2)에서 최적 자기상관시차(p)는 3이고7) 는 각 변수 i = 1 2 3에

대한 로그 차분 또는 증가율 는 오차수정 항인 prime의 계수이다 이는 가 세

6) 다음 절의 lt표 2gt를 참조

7) 다음절에 정보기준(information criteria) 이용하여 최적시차(p)는 3으로 결정된다


변수간의 장기균형상태인 prime 에서 벋어난 정도를 나타낸다

위의 일반적인 세 변수간의 오차수정 모형에서 경기 상태 더미변수 (d) 는 다음과

같이 정의된다8)

1 (경기 확장기 또는 호황기) 0 (경기 수축기 또는 불황기) (3)

식 (2)의 오차수정모형과 식 (3)의 더미변수의 정의를 합하여 다음의 경기변동을

고려한 오차수정 모형을 얻는다

sdotsdot

sdotsdot

sdotsdot

sdotsdot

(4)

sdotsdot

sdotsdot



식 (4)의 더미변수를 이용한 오차수정모형에서 경기확장국면에서의 계수 추정치

는 가 되며 경기수축국면에서의 추정치는 가 된다 즉 위에서 지적하였듯이 위의

모형에서는 더미변수를 이용하여 경기의 국면에 따른 차별화된 추정이 가능하다9)

Ⅲ 추정결과

1 시계열 자료

본 연구에서는 1987년 1월～2007년 3월에 걸친 다음의 세 가지 월별 시계열자료를

8) 경기의 수축기와 확장기에 대한 결정은 통계청의 기준순환일 자료를 따르기로 한다 구체적인 수축기와

확장기의 자료는 부록 참조

9) 자세한 설명은 Kim and Lee(2008) 참조

34 金融硏究 제22권 제1호 2008

사용한다 월별자료는 분기나 년자료에 비하여 상대적으로 충분한 크기의 샘플을 제공하

기 때문에 장기적으로 좀 더 유의한(robust) 검정에 유용하다

하지만 많은 선행연구에 따르면 월별증가율 시계열자료에는 소음(noise)이 많이

포함되어있어 월별증가율자료는 경제변수의 장기에 있어서 동태적인 성질을 잘 보여주

지 못한다고 지적되어 왔다10) 이 문제는 변동성이 상대적으로 높은 주식수익률의 시계

열 자료인 경우에는 더욱 심각해진다 그런 이유에서 본 연구에서는 전년동월대비 증가

율을 분석에 이용한다

먼저 주택가격의 움직임을 대표하는 가격지수로는 국민은행이 발표하는 전국주

택가격 동향조사의 아파트가격지수11)와 그 증가율을 추정에 이용한다 아파트 가격지수

자료는 소비자 물가지수를 이용하여 실질변수로 전환하였다 다음으로 우리나라의 소비

시계열은 분기별자료만 발표되는 이유로 월별자료를 구하는 것이 불가능하였다 그 결과

소비의 대변수(proxy variable)로 월별 도소매판매지수와 그 전년동월대비 증가율을 구하

였다 소득의 움직임을 대표하는 변수로는 월별 산업생산지수와 그 증가율을 이용하는

데 이 역시 우리나라 소득의 자료가 분기별로만 발표되기 때문이다12)

다음 절의 본격적인 추정에 앞서 시계열의 기본적인 통계자료를 lt표 1gt에 요약하

였고 정상성(stationarity)을 검정하기 위하여 Augmented Dicky-Fuller의 단위근 검정결과

를 lt표 2gt에 요약하였다 단위근 검정결과에 따르면 실질 아파트 가격지수 도소매판매

지수 그리고 산업생산지수는 단위근을 기각하지 아니하여 I(1)의 시계열인 것으로 각각

검정되었고 반면 각 지수의 상승률인 실질 아파트 가격지수 증가율 도소매판매지수

증가율 산업생산지수의 증가율 모두 5의 유의수준에서 단위근을 기각하여 정상성을

가지는 것으로 검정되었다 또한 세 시계열의 그래프는 lt그림 3gt에 각각 보여진다

2 공적분 검정(Cointegration Tests)

이전 절에서 각 변수가 단위근(unit root)을 가지는 것으로 검정되었으므로 본

10) 이 논의를 위하여는 Neftci(1994) Tesvirta and Anderson(1992) McQueen and Thorley(1993) Estrella

and Mishkin(1998) Birchenhall Jessen Osborn and Simpson(1999) Skalin and Tesvirta(2000) 등을

참조

11) 여러 주택유형 자료 중 대표성을 고려하여 아파트가격지수를 이용하였다

12) 월별 도소매판매액지수와 산업생산지수는 각각 분기별자로 전환하여 증가율을 구한 후 분기별로 발

표되는 실질소비지출 증가율과 실질국민총소득 증가율과의 상관관계를 추정한 결과 상대적으로 높은

상관관계를 보여주어 07 이상의 값이 각각 도출되었다


ltTable 1gt The three variablesrsquo fundamental statistics

We report fundamental statistics of the three variables (real apartment price index() real consumption

index() and real income index(

))rsquos levels and growth rates

Variable Period Observation AverageStandardDevation

Real apartment price index(

)198701～200703 243 42148 02895

Real consumption index(

)198701～200703 243 44008 03243

Real income index() 198701～200703 243 42676 04487

Real apartment price growth rate(

)198701～200703 243 59750 100429

Real consumption growth rate(

)198701～200703 243 58274 62091

Real income growth rate(

)198701～200703 243 81825 70425

주) Natural logarithm

Data source Kookmin Bank and Bank of Korea

ltTable 2gt Unit Root Test of the Three Variables

For investigating the stationarity of the three variables (real apartment price index() real consumption


)) we perform standard unit root test (or stationarity test) of

Augmented Dicky-Fuller test in the followings

The t-statistics and p-values in the Table are about the null-hypothesis of lsquoUnit Rootrsquo or lsquoUnstationryrsquo

Therefore lsquoDo not acceptingrsquo the null hypothesis is accepting the stationarity of each data

Variable Augmented Dickey-Fuller Test Result

t-statistics p-value


)-18979 03330


)-18350 03629

Real income index() -08567 08005


)-31984 00213


)-37385 00041


)-40970 00012


36 金融硏究 제22권 제1호 2008

ltFigure 3gt Each Variablersquos Level and Growth Rate Graphs

The following graphs show the dynamic movements of the three variables of real apartment price index

() real consumption index(

) and real income index() in terms of their level and growth rates

over the period from January 1987 to March 2007

34

36

38

40

42

44

46

48

50

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

(1) Real apartment price index ( natural

logarithm)

-20

-10

0

10

20

30

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

(2) Real apartment price growth rate ( )

36

38

40

42

44

46

48

50

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

(3) Real consumption index ( natural logarithm)

-20

-15

-10

-5

0

5

10

15

20

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

(4) Real consumption growth rate ( )

32

36

40

44

48

52

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

(5) Real income index ( natural logarithm)

-20

-10

0

10

20

30

40

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

(6) Real income growth rate ( )


절에서는 공적분(cointegration)의 개념하에 세변수 사이에 장기적인 관계가 있는지를

살펴본다 잘 알려진 바와 같이 불안정한(nonstationary) 시계열 사이의 선형결합은 안정

적일 수가 있다 본 연구에서는 Johansen(1988 1991)에 의하여 제시된 Full Information

Maximum Likelihood(FIML) 방법을 이용하여 공적분 검정을 하게된다

우선 공적분 검정에서 최적 시차를 결정하기 위하여 Akaike와 Schwarz 정보기준13)

을 이용한다 다음의 lt표 3gt에 보고된 각 정보기준 값에 따르면 최적시차 (p)가 3으로

결정되어진다

ltTable 3gt Akaike and Schwartz Information Statistics for different lags+

We choose the optimal lags of Vector Error Correction Model (or VECM) using the two information

criteria According to our result the optimal lag is determined as 3

Lag Length AIC SIC

6 -11802 -9830

5 -11922 -10275

4 -11015 -10003

3 -12008 -10682

2 -10762 -10054

주) + We estimate unrestricted Vector Autoregressive(VAR) model with each variablersquos growth rates

Optimal lag

다음의 lt표 4gt는 요한슨 공적분검정과 관련된 통계치들을 보고하고 있다 즉 trace

검정 eigenvalues trace의 Likelihood Ratio (LR) 통계치 5와 10 유의수준에서의 임계치

(critical value) 그리고 정규화되어진 공적분 벡터가 각각 보고되어있다 lsquo공적분관계가

없다rsquo는 귀무가설(H0)은 각각 1와 5의 유의수준에서 기각되었으며 lsquo최소한 1개의 공

적분이 있다rsquo는 귀무가설(H0)은 각각 1와 5의 유의수준에서 기각되지 않았다 결과적

으로 trace검정은 세 변수 사이에 하나의 공적분관계가 존재함을 보여주고 있다 이는

우리나라의 실질아파트가격지수 실질소비 그리고 실질소득 사이에는 장기적으로 유의

적인 관계가 있음을 나타낸다

13) 각 정보기준은 각각 다음과 같이 계산되어진다

그리고

는 관찰치수 은 벡터자기회기(VAR) 모형에서 모수의 총 개수

는 내생변수의 총수 그리고 는 잔차항 공적분산의 행렬식임

38 金融硏究 제22권 제1호 2008

ltTable 4gt Johansen Cointegration Test

We test whether the level of real apartment price index() real consumption index(

) and real income

index() are significantly related in the long run in terms of cointegration equation We perform

standard Johansen Cointegration Test and the result finds at least one significant cointegration between

the variables And the cointegration equation is estimated in the followings

Eigenvalue H0 r p ndash r (5) (1)

04919 6617 0 3 4244 4845

02455 2351 1 2 2532 3045

00875 577 2 1 1225 1626

Normalized Cointegration equation estimates 1 Cointegration Equation

Real consumption index (

)Real income index

()


)Constant

10000 06272 (00000)

01396 (00000)

11354 (00000)

주) Time trend included cointegration equationrsquos estimate on the lsquotime trendrsquo coefficient is not

significant at 10 level

p-values of the Null hypothesis

위의 lt표 2gt에서 lt표 4gt에 걸쳐 시행한 검정결과를 정리하면 다음과 같다 공적분

관계 제약하의 벡터자기회귀(VAR) 모형으로 볼 수 있는 벡터오차수정 (VEC) 모형의

최적 차수(p)는 Akaike and Schwarz 정보기준에 의하여 3으로 결정되었다 요한슨

(Johansen)의 공적분(cointegration) 검정에 의하면 세 변수 즉 실질 소비 실질 소득 실질

주택가격14)은 하나 이상의 선형 공적분 관계가 있는 것으로 검정되었고 그 공적분 결과

는 다음의 식 (5)와 같이 추정되어진다

(5)

실질 주택가격 지수

실질 소비 실질 소득

1 수준에서 유의함

3 벡터오차수정(VEC) 모형 추정결과

위의 공적분관계를 이용하여 앞 장의 식 (2)에서 경기 더미변수 (d)를 이용하지

14) 세 변수 모두 자연로그 값


않은 일반적인 오차수정모형의 추정 식은 다음의 식 (6)에 구체적으로 보여지고 추정

결과는 다음의 lt표 5gt에 정리되어있다

(6)

단

실질 아파트가격 지수



실질 소비 증가율 실질 소득

증가율

위의 일반적인 오차수정모형에 더하여 본 논문에서 살펴 보고자 하는 경기순환을

고려하여 경기 더미변수 (d)를 이용한 오차수정모형 추정식은 다음 식 (7)에 구체적으로

보여지고 그 추정결과는 lt표 6gt에 정리되어있다 앞서 밝힌 대로 경기의 확장국면과

수축국면은 통계청이 발표하는 경기순환의 기준순환일에 따라서 결정되었다 즉 확장경

기인 경우에는 d = 1이고 수축경기인 경우에는 d = 0이 되어 식 (6)의 간단한 추정과

달리 확장경기인 경우 각 독립변수 계수의 추정치가 이 되고 수축경기인 경우에는

추정 치가 이 된다

(7)

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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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단





오차수정모형의 추정에 있어서 변수간의 공적분 관계()는 내생변수들이 장기적

으로 수렴하는 기준을 제공할 뿐 아니라 단기에 있어서 내생변수들 간의 동태적인 관계

가 조정되는 역할을 한다 이로 인하여 세 변수 추정식의 오차수정항()의 계수() 중

최소한 하나는 유의적인 수준에서 음의 값을 가져야 한다 이는 세 변수가 장기 균형상태

인 공적분 관계에서 벋어나면 동태적으로 공적분관계로 돌아가려는 성질을 보여준다

아래 lt표 5gt의 오차수정모형 추정결과를 보면 실질 아파트가격상승률 추정식에서 오차

수정항()의 계수()가 -24823으로 음의 값을 띄었고 3 수준에서 유의하였다 lt표

6gt의 경기 더미변수(d)를 포함한 오차수정모형 추정결과에서도 비슷한 결과를 보여준다

즉 아파트가격상승률 추정식과 실질소비 상승률 추정식의 오차수정항()의 계수()가

각각 -23464와 -49406로 음의 값을 띄었고 역시 5 수준에서 유의하였다

Ⅳ 주택가격의 부의효과

위의 제 Ⅲ장의 오차수정 모형결과를 이용하여 본 절에서는 주택가격 증가율

()이 소비증가율() 에 미치는 영향 즉 주택가격의 lsquo부의효과rsquo에 대하여 사후적으

로(ex-post) 살펴본다 본 연구에서는 특히 경기 수축기와 확장기변화에 따른 주택자산의

부의효과에 관심이 있으므로 이를 위하여 일반 오차수정모형과 경기 더미변수(d)를

이용한 오차수정모형사이의 순효과(net effect)를 비교하게 된다 두 모형 사이의 순효과


ltTable 5gt Vector Error Correction(VEC) Model estimation without boom-recession

dummy variable(d)

for i = 1 2 3

real apartment index growth rate

real consumption index growth rate real income

index growth rate p-values are reported in the parenthesis

Cointegration Equation

-24823(00288)

-36835(01269)

12601(06877)

02142(00767)

06519(00118)

07208(00321)

16517

(00000)04470(00018)

04538(00147)

-06473

(00000)-06528(00122)

-05993(00764)

-00396

(05592)02207(00963)

01403(04507)

00827

(00001)07039(00000)

01678(00718)

00151

(00135)01937(00221)

01556(01564)

-00560

(08549)00673

(03515)-02883(00024)

-00992

(00001)00250

(06442)07135(00000)

00778

(00135)00170

(07986)00925

(02878)

-00047

(08549)-00863(01159)

00735(03023)

Adjusted R2 09883 08606 08154

SER 10817 23137 30125

LLV -3492801 -5317271 -5945392

주) Significant at 10 Significant at 5 level p-values in paranthesis

SER Standard Error of Regression LLV Log Likelihood Value

42 金融硏究 제22권 제1호 2008

ltTable 6gt Vector Error Correction(VEC) Model estimation with boom-recession dummy variable(d)

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for i = 1 2 3

real apartment index growth rate real consumption index growth rate

real income index growth rate p-values are reported in the parenthesis


-23464(00511)

-49406(00361)

-08046(08035)

01648

(03120)-00137(09657)

00530(09042)

02645

(03086)28227(00000)

21137(00029)

16041

(00000)03572(00107)

04363(00235)

00823

(00510)01414(00874)

00944(04066)

-05877

(00000)-05572(00239)

-05181(01264)

-00793

(01922)-00636(01830)

-01828(02666)

-00506

(04708)01828(00786)

01236(05085)

00012

(09766)-00435(05933)

00266(08129)

01079

(00263)06799(00000)

02738(00372)

-00558

(03209)-01475(01825)

-02733(00737)

00070

(09071)02728(00219)

00142(09306)

-00088

(09008)-02086(01337)

01640(03916)

-00635

(01993)00614

(05252)-03116(00200)

00140

(08039)00225

(08381)00752

(06214)

-01093

(00012)-00317(06269)

05909(00000)

00026

(09472)00477

(01825)01110

(03092)

00560

(01559)-00065(09321)

01149(02803)

00642

(01980)00701

(01337)-00022(09866)

00267

(04410)-00033(09602)

01547(00957)

00140

(02017)-00475(08381)

-00755(04936)

Adjusted R2 09883 08821 08251SER 10829 21272 29324LLV -3441838 -5063655 -5827677




(net effect)는 다음의 lt표 7gt에 요약되어있다

ltTable 7gt The Net Effect of real Housing Price Growth Rate() on real Consumption

Growth Rate()

The estimated lsquonet effectrsquo from real Housing Price Growth Rate( ) to real Consumption Growth Rate

( ) represents the formerrsquos dynamic effect on the latter The net effect is separated between lsquowithout

boom-recession dummy (d)rsquo variable case and lsquowith boom-recession dummy (d)rsquo variable case

VEC model without boom-recession dummy variable(d)

Consumption Growth Rate( ) Equation

+00149

VEC model with boom-recession dummy variable(d)

Expansion (or Boom) period (d = 1)Consumption Growth Rate( ) Equation

+00370

Contraction (or Recession) period (d = 0)Consumption Growth Rate( ) Equation

-00171

주) The Null hypothesis of the Wald test (H0

= 0) is rejected at 10 significance level

식 (6)의 일반 오차수정모형에서 주택가격 증가율 ()이 소비증가율 ()에

미치는 순효과 (net effect)는 다음과 같이 추정되어진다

우선 소비증가율 () 추정결과식에서 주택가격 증가율 () 계수추정치 ()

들의 합이 0이 아니라는 검정을 통하여15) 추정된 계수들이 3기의 기간동안16) 소비증가

율에 유의적인 영향을 주는 가를 먼저 검정한다 이에 대한 결과는 다음의 lt표 7gt에

정리되어있다

lt표 7gt에 보고된 일반 오차수정모형의 경기변동을 고려하지 않은 순효과 (net

effect)에 따르면 주택가격 증가율 ()이 소비증가율 ()에 시간에 걸쳐 유의적으로

미치는 순효과 (net effect)는 유의한 계수 추정치

의 합인 +00149가 된다

이는 주택가격증가율이 1 증가할 때 소비증가율은 약 00149 증가하는 결과로 해석되

어진다 이러한 결과는 주택가격변화가 정(+)의 부의효과를 가진다는 이전의 연구 결과

를 다시 확인하는 것으로 보여진다

15) 이를 위하여 Wald 검정을 이용한다 귀무가설은 다음과 같다

16) 이는 모형의 최적시차가 3 임으로 월별데이터에서 3개월을 의미한다

44 金融硏究 제22권 제1호 2008

반면에 식 (7)의 경기 더미변수 (d)를 이용한 오차수정모형 추정에서도 같은 방법

으로 주택가격 증가율 ()이 소비증가율 () 에 미치는 순효과 (net effect)가 추정된

다 하지만 식 (7)의 모형에서는 경기 변화로 인한 더미변수의 효과가 있으므로 경기확장

기 (d = 1)에서 순효과는 10 수준에서 유의한 추정치의 합인

이 되어 +00370으로 추정된다 이는 주택가격증가율이 1 상승할 때 소비증가율은 약

00370 증가하는 것을 의미한다 경기의 수축기 (d = 0)에서의 순효과는

이

되어 -00171로 추정된다 이는 주택가격 증가율이 1 상승할 때 소비증가율은 약

00171 감소하는 것으로 해석되어 진다

이와 같이 경기 더미변수 (d)를 이용한 오차수정모형에서는 경기의 확장기와 수축

기에서 서로 상이한 주택가격 부의효과를 확인할 수 있었다 이는 이전의 연구결과에

비교하여 더욱 구체적이고 현실성 있는 의미를 도출할 수 있도록 하여준다 즉 경기가

확장할 때는 소비자가 주택가격의 상승으로 인한 부의 효과로 소비를 증가시키고 또한

경기의 확장으로 인한 미래 소득의 증가를 예측하여 소비를 증가시킨다고 생각된다

하지만 경기 수축기에는 주택가격이 상승한다고 하여도 소비를 줄이는 결과가 추정되었

는데 이는 소비자들의 미래의 소득에 대한 불확실성이 증가하여 소비를 감소시키고

예비적인 저축을 증가시키는 경우 주택가격 상승으로 인한 부의 효과가 소멸될 수도

있음을 보여주는 결과이다 이는 최근 2001년 이후 경기 수축기가 지속되고 있는 반면

주택가격은 급등한 최근의 상황에서 소비의 증가가 빠르게 증가하지 않고 있는 상황을

설명한다고 보여진다17) 반면에 2007년에 들어와서 주택가격이 상대적으로 안정되었음

에도 후반기에 들어 소비증가가 일어나고 있는 것도 주택자산 가격 변화보다는 경기변

화에 대한 기대감이 소비에 영향을 주는 것이라는 분석이 가능하다

부의효과 이론에 따르면 주택가격의 변동은 부의효과를 통하여 소비에 정(+)의

영향을 미친다 그러나 경기변동은 미래의 소득을 불확실하게 하여 기대 항상소득을

감소시켜 소비에 부(-)의 영향을 미친다 이 두 가지 상충된 요인으로 인하여 주택가격이

상승하더라도 경기 상승국면에서는 소비가 증가하고 경기 하락국면에서는 소비가 감소

하는 결과를 보여줄 수 있다 여기에 금리의 효과를 고려할 경우 경기가 하락 (d = 0)하게

되면 자금의 수급문제로 은행금리가 상승하게 된다 따라서 차입금 상환부담이 증가하게

되고 주택가격이 오르더라도 사용가능 소득에서 소비가 차지하는 부분은 감소하게 된

17) 2001년 7월 경기의 저점 이후


다 반대의 경우 경기가 상승 (d = 1) 하게 되면 상대적으로 시중금리는 하락한다 이

경우 차입금 상환부담이 감소하게 되고 따라서 소득 중 소비부분이 증가할 수 있다

하지만 경기수축기에 음(-)의 부의효과 추정결과는 본 논문에서 사용하는 오차수

정모형의 한계 상 조심스러운 해석이 필요하다18) 우선 우리나라의 경제상황에서 다음

과 같은 경우를 가정해볼 수 있다 경기수축기에 불확실성이 증가하여 저축이 증가하면

이러한 저축의 형태가 내구재 소비 및 주택구입으로 나타날 수도 있고 만약 주택구입도

하나의 소비이연 및 저축행태의 일종으로 간주한다면 실질 주택가격의 상승으로 대체효

과가 발생할 수 있다 또한 소득효과로 인하여 현재소비의 증가도 일어난다 결과적으로

이 두 효과 모두 자산효과로 인해 현재 소비를 증가시킬 수 있을 것이다 이는 오차수정모

형의 한계 상 이자율 및 실질 이자 부담 그리고 주택에 대한 과세방식의 변화 등을

고려하지 못했기 때문이고 이러한 요인이 자산효과가 마치 소비를 위축시킨다는 결과가

나올 수도 있음을 배제할 수 없다

Ⅴ 결론

본 논문에서는 우리나라의 경기순환에 따라 주택가격 변화가 민간소비에 미치는

영향을 경기순환 더미변수가 포함된 벡터오차수정(Vector Error CorrectionVEC) 모형

을 통하여 살펴보았다

이는 기존의 주택가격 변동으로 인한 부의 효과에 대한 연구가 경기순환을 고려하

지 않았던 데 반하여 경기변동과 부의 효과의 관계를 정량적으로 이해하는 데 그 의미가

있다고 할 수 있다 추정결과에 따르면 경기의 확장기와 수축기에서 서로 유의하게

상이한 부의효과를 보였다 즉 경기 더미변수를 포함하지 않는 오차수정모형에서는

주택가격의 증가율이 소비의 증가율에 미치는 순효과(net effect)가 +00149로 추정되었으

나 경기 더미변수(d)를 이용한 오차수정모형에서는 경기의 확장국면일 때와 수축국면일

때 주택가격의 증가율이 소비의 증가율에 미치는 순효과(net effect)가 각각 +00370와

-00171로 유의하게 추정되어 부의효과가 경기순환에 따라 유의하게 상이한 변화를 보여

주었다 이는 부의효과가 주택가격 변화 뿐 아니라 소비자의 경기에 대한 기대와 인식에

18) 이 부분을 지적해주신 심사자께 감사드린다

46 金融硏究 제22권 제1호 2008

의하여도 유의적인 영향을 받는 근거로 해설 될 수 있을 것이다

또한 이러한 추정결과는 최근의 부동산 정책에 의미있는 시사점을 준다고 볼 수

있다 지난 2002년 4분기 이후 지속되는 경기 수축기 동안 아파트 매매 지수는 92에서

2006년 4분기에 120이상으로 상승하였다 하지만 이러한 주택자산의 증가가 소비에 미치

는 영향은 위의 추정결과에 의하면 미미하거나 오히려 감소하는 효과가 있을 것으로

보인다 이는 최근의 정부의 주택가격하락 유도정책으로 인한 소비감소와 그로 인한

경기수축의 심화가능성에 대한 구체적인 추정근거를 제시한다고 볼 수 있겠다

하지만 본 연구의 한계와 향후 관련 연구의 발전방향으로는 다음과 같은 점이

고려되어야 할 것이다 본 연구는 시계열분석을 이용하는 한계로 이론에 근거한 구조적

인 모형에 의한 추정이 어려웠다 주택자산의 부의 효과는 앞으로 infinite horizon 모형이

나 OLG 모형의 동태분석을 통하여도 밝혀져야 할 것이다 또한 오차수정 모형에서 장기

적 자산효과의 경우 경기변동에 대한 고려가 없고 오차가 수정되는 과정에서만 경기변

동에 따른 비대칭적 관계를 설정하였다 일관성을 위해서는 장기균형식 즉 공적분 방정

식의 변화가 필요하다고 생각한다

결국 우리나라의 현실에서 경기 변동이 미래소득을 통하여 현재의 소비에 미치는

영향과 경기변동이 시중금리를 통하여 차입금 및 이자에 영향을 주고 그 결과 소비에

미치는 영향 중 어느 것이 더 현실을 잘 설명하는 지에 대한 해답을 구해야 할 것이다

우리나라의 경우 많은 차입을 통하여 주택자금을 마련하고 원리금 상환부담이 크다고

볼 수 있다 이는 경기변동에 따른 미래소득보다는 차입금 상환문제가 소비를 결정짓는

주요 요인이라고도 보여진다 따라서 본 논문의 연구는 향후 이자율을 포함한 오차수정

모형으로도 발전되어야 할 것이다


lt참 고 문 헌gt

1 김경환 ldquo부동산 가격과 거시경제간의 상호관계rdquo 한국은행 조사국 학술회의 보고

서 2003

2 김병화문소상 ldquo주가와 소비의 관계분석rdquo 985172경제분석985173 제7권 제1호 한국은행

2001 26-55

3 정한영 ldquo자산가격 버블이 민간소비에 미치는 영향rdquo 985172금융조사보고서985173 2003

4 윤성훈 ldquo자산가격 급변동이 소비에 미친 영향rdquo 985172금융경제연구985173 제131호 한국은

행 금융경제연구원 2002

5 이민원 ldquo자산시장과 경기변동의 관계분석 ndash 자산가격거품과 소비변화rdquo 985172증권학

회지985173 제17집 1994 71-105

6 이항용 ldquo주택가격 변동과 부의 효과rdquo 985172금융경제연구985173 제181호 한국은행 2004

7 최창규이범호 ldquo주가변동이 소비에 미치는 영향rdquo 985172조사통계월보985173 한국은행

1999 1-13

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10 Campbell J Y and Joao F Cocco ldquoHow do house prices affect consumption Evidence

from micro datardquo Journal of Monetary Economics forthcoming

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12 Kim Sei-Wan and Lee Bong-Soo ldquoStock Returns Asymmetric Volatility Risk Aversion

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Consumptionrdquo FRBNY Economic Policy Review 1999

16 Lux T M ldquoHerd behavior bubbles and crashesrdquo Economic Journal 1995 105 881-896

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17 McQueen G and S Thorley ldquoAsymmetric business cycle turning pointsrdquo Journal of

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18 Modigliani France and Ezio Tarantelli ldquoThe Consumption Function in the Developing

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19 Neftccedili S N ldquoAre economic time series asymmetric over the business cyclerdquo Journal

of Political Economy 92 1984 307-328


lt부 록gt

ltAppendix 1gt Business Cycle Expansions and Contractions

Business Cycle Reference Dates

trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

6th Cycle 1993 1 1996 3 1998 8

7th Cycle 1998 8 2000 8 2001 7

8th Cycle 2001 7 2002 12 ---

주) Data Source Korean National Statistical Office

The period from trough to peak is defined as the expansion period Likewise the contraction period

is defined as from the peak to trough

50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt

Housing Pricersquos Effect on Consumption in Korea Considering the Business

Cycle

19)Sei-Wan Kim

The rapid growth of housing price growth in Korea after 2000 has

increased householdsrsquo wealth relatively large amount For example the

apartment price index increases from 64 to 120 over the period of Janu-

ary 2000 and December 2006

Considering the housing price stickiness to downward the housing

price change would affect the permanent income of households and ac-

cording to the lsquopermanent income hypothesisrsquo it naturally affects hou-

seholdsrsquo consumption expenditure On the other side however the con-

sumption expenditure does not show particular increases after 2000 and

even worse it decreases in 2003 in its growth rate

This study investigates Korean housing price changersquos effect on

consumption along with the business cycle changes Unlike previous re-

searches in the field this work quantitatively analyzes house wealthrsquos

effect on consumption in different phases of business cycles Recently

there have been many empirical studies on the relationship between

housing wealth and consumption however these studies do not incor-

porate the business cycle changes in dynamic relationship of housing

wealth and consumption

Even though the business cycle is determined by several factors of

economy household is likely to change their consumption decision de-

pending on their perception of economic state

To get over some shortcomings of Markov switching model this

study employs Vector Error Correction Model (or VECM) with boom-re-

cession dummy variable The estimation result shows differentiated

housing wealth effect over different states of economy

In more detail the estimation equations from the VECM are

specified as the following equation (1)

Ewha Womans University Department of Economics 11-1 Daehyun-Dong Seodaemun-Gu Seoul

Korea (Tel 02-3277-4467 E-mail swanewhaackr)


sdotsdot

sdotsdotsdot

sdotsdot

sdotsdotsdot

(1)

sdotsdot

sdotsdotsdot

where

real apartment price growth rate

real consumption

expenditure growth rate real income growth rate

In the above specifications the dummy variable (d) is defined as

d = 1 (expansion or boom period)

0 (contraction or recession period) (2)

The above VECM equations with the boom-recession dummy vari-

able (d) specify differentiated effect of housing wealth on consumption

over boom and recession periods In the boom period the independent

variablesrsquo effect on the dependent variable is estimated as while

in the recession periods

According to our estimation of VECM with boom-recession dum-

my consumption growth rate increases by 00370 for 1 increase of

housing wealth in the boom period In the recession periods for the

same housing price increase of 1 the consumption growth rate de-

creases by 0017 Over all our result significantly indicates that the

housing wealth effect is affected by not only housing price changes it-

self but also consumersrsquo expectations on business cycles

In the future research this study should be extended to including

the effect of interest rate on housing market and therefore consumption

since the householdsrsquo decision on consumption is significantly affected

by interest rates for relatively high portion of housing loan as a source

of financing house purchase

Key words Vector Error Correction Model Business Cycle House

Price Wealth Effect Consumption

JEL Classification C12 C13 C32 E21 G10

28 金融硏究 제22권 제1호 2008

ltFigure 1gt Apartment Price Index(September 2003 = 100)

20

40

60

80

100

120

140

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06

Dotted line implies January 2001Data source Kookmin Bank Seoul KoreaThis graph shows the dynamic movements of Apartment Price Index from January 1987 to March 2007 The representative housing price index shows clear upward trend starting from year 2000 in Korea

수준이던 아파트 매매가격 종합지수는1) 2006년 12월에 120 수준으로 두 배 가까이 급격

하게 상승하였다 주택가격의 하방경직성을 고려할 때 주택가격의 상승은 항상소득

(permanent income)으로 이해되어질 수 있고 항상소득가설(permanent income hypothesis)

에 의하면 자연스럽게 가계의 소비지출에 영향을 줄 수 있다고 예상할 수 있다 그러나

lt그림 2gt에서 소비지출을 나타내는 도소매 판매지수의 움직임에서는 주택가격의 상승

과 달리 2000년 이후 특별한 증가세를 보이지 않았고 오히려 2003년 이후에는 증가세가

감소하는 모습을 보이고 있다2) 본 연구에서는 주택가격이 소비에 영향을 주는 lsquo부의

효과rsquo는 경제의 상태에 따라 상이할 수 있다는 가정을 하고 경제의 상태를 경기 확장국면

과 수축국면으로 나누어 lsquo주택자산 부의 효과rsquo를 계량적으로 추정하고자 한다

최근 주택가격 상승으로 인하여 주택자산 부의효과의 크기를 계량적으로 추정하

는 많은 연구가 있어왔다 하지만 본 연구에서와 같이 경기의 순환을 고려한 연구는

없었던 것으로 보여진다 경기 순환점은 여러 가지 경제 요소들을 고려하여 결정되지만

1) 국민은행 전국 주택가격 동향조사

2) 도소매판매지수로 추정된 소비의 평균증가율은 1987년～2002년 사이 68427 2003년～2006년 사이는

14426로 나타나 2003년 이후 상대적인 소비증가율의 감소추세를 보인다고 할 수 있다



20

40

60

80

100

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140

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06














화문소상(2001) 윤성훈(2002) 이항용(2004) 등이 있다



30 金融硏究 제22권 제1호 2008
































(1)


) 소득( )






















5) 부록 참조

32 金融硏究 제22권 제1호 2008











) 그리고







(2)














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(4)

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Ⅲ 추정결과

1 시계열 자료





34 金融硏究 제22권 제1호 2008


























참조












)198701～200703 243 42148 02895


)198701～200703 243 44008 03243



)198701～200703 243 59750 100429


)198701～200703 243 58274 62091


)198701～200703 243 81825 70425













)-18979 03330


)-18350 03629



)-31984 00213


)-37385 00041


)-40970 00012


36 金融硏究 제22권 제1호 2008






34

36

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40

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


logarithm)

-20

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0

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06









결정되어진다




Lag Length AIC SIC

6 -11802 -9830

5 -11922 -10275

4 -11015 -10003

3 -12008 -10682

2 -10762 -10054


Optimal lag










그리고



38 金融硏究 제22권 제1호 2008



) and real income





04919 6617 0 3 4244 4845

02455 2351 1 2 2532 3045

00875 577 2 1 1225 1626



)Real income index

()


)Constant

10000 06272 (00000)

01396 (00000)

11354 (00000)










(5)










(6)

단





증가율








(7)

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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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단























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for i = 1 2 3





-24823(00288)

-36835(01269)

12601(06877)

02142(00767)

06519(00118)

07208(00321)

16517

(00000)04470(00018)

04538(00147)

-06473

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-05993(00764)

-00396

(05592)02207(00963)

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(00001)07039(00000)

01678(00718)

00151

(00135)01937(00221)

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-00560

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00778

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-00047

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00735(03023)

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SER 10817 23137 30125

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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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for i = 1 2 3




-23464(00511)

-49406(00361)

-08046(08035)

01648

(03120)-00137(09657)

00530(09042)

02645

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21137(00029)

16041

(00000)03572(00107)

04363(00235)

00823

(00510)01414(00874)

00944(04066)

-05877

(00000)-05572(00239)

-05181(01264)

-00793

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-01828(02666)

-00506

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01236(05085)

00012

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00266(08129)

01079

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02738(00372)

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-00635

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00267

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00140

(02017)-00475(08381)

-00755(04936)







Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

6th Cycle 1993 1 1996 3 1998 8

7th Cycle 1998 8 2000 8 2001 7

8th Cycle 2001 7 2002 12 ---




50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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where


real consumption



























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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06














화문소상(2001) 윤성훈(2002) 이항용(2004) 등이 있다



30 金融硏究 제22권 제1호 2008
































(1)


) 소득( )






















5) 부록 참조

32 金融硏究 제22권 제1호 2008











) 그리고







(2)














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(4)

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Ⅲ 추정결과

1 시계열 자료





34 金融硏究 제22권 제1호 2008


























참조












)198701～200703 243 42148 02895


)198701～200703 243 44008 03243



)198701～200703 243 59750 100429


)198701～200703 243 58274 62091


)198701～200703 243 81825 70425













)-18979 03330


)-18350 03629



)-31984 00213


)-37385 00041


)-40970 00012


36 金融硏究 제22권 제1호 2008






34

36

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logarithm)

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결정되어진다




Lag Length AIC SIC

6 -11802 -9830

5 -11922 -10275

4 -11015 -10003

3 -12008 -10682

2 -10762 -10054


Optimal lag










그리고



38 金融硏究 제22권 제1호 2008



) and real income





04919 6617 0 3 4244 4845

02455 2351 1 2 2532 3045

00875 577 2 1 1225 1626



)Real income index

()


)Constant

10000 06272 (00000)

01396 (00000)

11354 (00000)










(5)










(6)

단





증가율








(7)

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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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단























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-24823(00288)

-36835(01269)

12601(06877)

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06519(00118)

07208(00321)

16517

(00000)04470(00018)

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01403(04507)

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00778

(00135)00170

(07986)00925

(02878)

-00047

(08549)-00863(01159)

00735(03023)

Adjusted R2 09883 08606 08154

SER 10817 23137 30125

LLV -3492801 -5317271 -5945392



42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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for i = 1 2 3




-23464(00511)

-49406(00361)

-08046(08035)

01648

(03120)-00137(09657)

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02645

(03086)28227(00000)

21137(00029)

16041

(00000)03572(00107)

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01547(00957)

00140

(02017)-00475(08381)

-00755(04936)







Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

6th Cycle 1993 1 1996 3 1998 8

7th Cycle 1998 8 2000 8 2001 7

8th Cycle 2001 7 2002 12 ---




50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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where


real consumption

























30 金融硏究 제22권 제1호 2008
































(1)


) 소득( )






















5) 부록 참조

32 金融硏究 제22권 제1호 2008











) 그리고







(2)














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(4)

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Ⅲ 추정결과

1 시계열 자료





34 金融硏究 제22권 제1호 2008


























참조












)198701～200703 243 42148 02895


)198701～200703 243 44008 03243



)198701～200703 243 59750 100429


)198701～200703 243 58274 62091


)198701～200703 243 81825 70425













)-18979 03330


)-18350 03629



)-31984 00213


)-37385 00041


)-40970 00012


36 金融硏究 제22권 제1호 2008






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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06









결정되어진다




Lag Length AIC SIC

6 -11802 -9830

5 -11922 -10275

4 -11015 -10003

3 -12008 -10682

2 -10762 -10054


Optimal lag










그리고



38 金融硏究 제22권 제1호 2008



) and real income





04919 6617 0 3 4244 4845

02455 2351 1 2 2532 3045

00875 577 2 1 1225 1626



)Real income index

()


)Constant

10000 06272 (00000)

01396 (00000)

11354 (00000)










(5)










(6)

단





증가율








(7)

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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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단























dummy variable(d)

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-36835(01269)

12601(06877)

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06519(00118)

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16517

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04538(00147)

-06473

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-00396

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01403(04507)

00827

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00778

(00135)00170

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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

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3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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where


real consumption






























(1)


) 소득( )






















5) 부록 참조

32 金融硏究 제22권 제1호 2008











) 그리고







(2)














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(4)

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Ⅲ 추정결과

1 시계열 자료





34 金融硏究 제22권 제1호 2008


























참조












)198701～200703 243 42148 02895


)198701～200703 243 44008 03243



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)-18979 03330


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36 金融硏究 제22권 제1호 2008






34

36

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40

42

44

46

48

50

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


logarithm)

-20

-10

0

10

20

30

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


36

38

40

42

44

46

48

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


-20

-15

-10

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5

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


32

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


-20

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30

40

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06









결정되어진다




Lag Length AIC SIC

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4 -11015 -10003

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Optimal lag










그리고



38 金融硏究 제22권 제1호 2008



) and real income





04919 6617 0 3 4244 4845

02455 2351 1 2 2532 3045

00875 577 2 1 1225 1626



)Real income index

()


)Constant

10000 06272 (00000)

01396 (00000)

11354 (00000)










(5)










(6)

단





증가율








(7)

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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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단























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16517

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00778

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Adjusted R2 09883 08606 08154

SER 10817 23137 30125

LLV -3492801 -5317271 -5945392



42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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for i = 1 2 3




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16041

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Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

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7th Cycle 1998 8 2000 8 2001 7

8th Cycle 2001 7 2002 12 ---




50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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real consumption

























32 金融硏究 제22권 제1호 2008











) 그리고







(2)














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(4)

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Ⅲ 추정결과

1 시계열 자료





34 金融硏究 제22권 제1호 2008


























참조












)198701～200703 243 42148 02895


)198701～200703 243 44008 03243



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)-18350 03629



)-31984 00213


)-37385 00041


)-40970 00012


36 金融硏究 제22권 제1호 2008






34

36

38

40

42

44

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48

50

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


logarithm)

-20

-10

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


36

38

40

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44

46

48

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


-20

-15

-10

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5

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


32

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44

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


-20

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06









결정되어진다




Lag Length AIC SIC

6 -11802 -9830

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4 -11015 -10003

3 -12008 -10682

2 -10762 -10054


Optimal lag










그리고



38 金融硏究 제22권 제1호 2008



) and real income





04919 6617 0 3 4244 4845

02455 2351 1 2 2532 3045

00875 577 2 1 1225 1626



)Real income index

()


)Constant

10000 06272 (00000)

01396 (00000)

11354 (00000)










(5)










(6)

단





증가율








(7)

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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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01678(00718)

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SER 10817 23137 30125

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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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for i = 1 2 3




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-00755(04936)







Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

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2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

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8th Cycle 2001 7 2002 12 ---




50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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where


real consumption
































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(4)

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Ⅲ 추정결과

1 시계열 자료





34 金融硏究 제22권 제1호 2008


























참조












)198701～200703 243 42148 02895


)198701～200703 243 44008 03243



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)198701～200703 243 81825 70425













)-18979 03330


)-18350 03629



)-31984 00213


)-37385 00041


)-40970 00012


36 金融硏究 제22권 제1호 2008






34

36

38

40

42

44

46

48

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


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-20

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0

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


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42

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


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-15

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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


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88 90 92 94 96 98 00 02 04 06


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0

10

20

30

40

88 90 92 94 96 98 00 02 04 06









결정되어진다




Lag Length AIC SIC

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4 -11015 -10003

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2 -10762 -10054


Optimal lag










그리고



38 金融硏究 제22권 제1호 2008



) and real income





04919 6617 0 3 4244 4845

02455 2351 1 2 2532 3045

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()


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(5)










(6)

단





증가율








(7)

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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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단























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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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(01825)01110

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00140

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Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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where


real consumption

























34 金融硏究 제22권 제1호 2008


























참조












)198701～200703 243 42148 02895


)198701～200703 243 44008 03243



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)-18979 03330


)-18350 03629



)-31984 00213


)-37385 00041


)-40970 00012


36 金融硏究 제22권 제1호 2008






34

36

38

40

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결정되어진다




Lag Length AIC SIC

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2 -10762 -10054


Optimal lag










그리고



38 金融硏究 제22권 제1호 2008



) and real income





04919 6617 0 3 4244 4845

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()


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단





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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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단























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SER 10817 23137 30125

LLV -3492801 -5317271 -5945392



42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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00140

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-00755(04936)







Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








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1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

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8th Cycle 2001 7 2002 12 ---




50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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)-18350 03629



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)-40970 00012


36 金融硏究 제22권 제1호 2008






34

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결정되어진다




Lag Length AIC SIC

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2 -10762 -10054


Optimal lag










그리고



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(7)

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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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+00149



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-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



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48 金融硏究 제22권 제1호 2008








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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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where


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36 金融硏究 제22권 제1호 2008






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그리고



38 金融硏究 제22권 제1호 2008



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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







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lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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where


real consumption
































결정되어진다




Lag Length AIC SIC

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Optimal lag










그리고



38 金融硏究 제22권 제1호 2008



) and real income





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증가율








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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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where


real consumption

























38 金融硏究 제22권 제1호 2008



) and real income





04919 6617 0 3 4244 4845

02455 2351 1 2 2532 3045

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증가율








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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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40 金融硏究 제22권 제1호 2008

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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

6th Cycle 1993 1 1996 3 1998 8

7th Cycle 1998 8 2000 8 2001 7

8th Cycle 2001 7 2002 12 ---




50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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(1)

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where


real consumption

























42 金融硏究 제22권 제1호 2008


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for i = 1 2 3




-23464(00511)

-49406(00361)

-08046(08035)

01648

(03120)-00137(09657)

00530(09042)

02645

(03086)28227(00000)

21137(00029)

16041

(00000)03572(00107)

04363(00235)

00823

(00510)01414(00874)

00944(04066)

-05877

(00000)-05572(00239)

-05181(01264)

-00793

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-01828(02666)

-00506

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00012

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00266(08129)

01079

(00263)06799(00000)

02738(00372)

-00558

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-02733(00737)

00070

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00142(09306)

-00088

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01640(03916)

-00635

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00140

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(06214)

-01093

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05909(00000)

00026

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(03092)

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00642

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00267

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01547(00957)

00140

(02017)-00475(08381)

-00755(04936)







Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

6th Cycle 1993 1 1996 3 1998 8

7th Cycle 1998 8 2000 8 2001 7

8th Cycle 2001 7 2002 12 ---




50 金融硏究 제22권 제1호 2008

lt Abstract gt


Cycle

19)Sei-Wan Kim































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real consumption




























Growth Rate()






+00149



+00370


-00171








정리되어있다










44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

6th Cycle 1993 1 1996 3 1998 8

7th Cycle 1998 8 2000 8 2001 7

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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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Cycle

19)Sei-Wan Kim































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44 金融硏究 제22권 제1호 2008







이





































Ⅴ 결론














46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


2001 26-55





회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















48 金融硏究 제22권 제1호 2008








lt부 록gt



trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

6th Cycle 1993 1 1996 3 1998 8

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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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Cycle

19)Sei-Wan Kim































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46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


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회지985173 제17집 1994 71-105



1999 1-13



















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trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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Cycle

19)Sei-Wan Kim































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46 金融硏究 제22권 제1호 2008























lt참 고 문 헌gt


서 2003


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48 金融硏究 제22권 제1호 2008








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trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

6th Cycle 1993 1 1996 3 1998 8

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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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19)Sei-Wan Kim































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서 2003


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48 金融硏究 제22권 제1호 2008








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1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

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7th Cycle 1998 8 2000 8 2001 7

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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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19)Sei-Wan Kim































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48 金融硏究 제22권 제1호 2008








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trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

6th Cycle 1993 1 1996 3 1998 8

7th Cycle 1998 8 2000 8 2001 7

8th Cycle 2001 7 2002 12 ---




50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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19)Sei-Wan Kim































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trough peak trough

1st Cycle 1972 3 1974 2 1975 6

2nd Cycle 1975 6 1979 2 1980 9

3rd Cycle 1980 9 1984 2 1985 9

4th Cycle 1985 9 1988 1 1989 7

5th Cycle 1989 7 1992 1 1993 1

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8th Cycle 2001 7 2002 12 ---




50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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19)Sei-Wan Kim































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50 金融硏究 제22권 제1호 2008

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19)Sei-Wan Kim































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real consumption

























주택가격변동이 민간소비에 미치는 영향：경기순환을 고려하여 ·...

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