기업연금가입과 퇴직기금의 주식투자-미국 SCF자료의 분석

성지미, Ph.D.

한국기술교육대학 산업경영학부 객원교수

email: jsung13@chollian.net

안주엽, Ph.D.

한국노동연구원 부연구위원

email: jyahn.ns.kli.re.kr

논문초록

퇴직기금가입과 기금투자형태의 결정은 퇴직 후 소득흐름을 결정한다.  본 연구는 미국의 기업연금인 Defined Contribution Pension Plans와 개인연금인 Individual Retirement Accounts에의 가입과 투자형태를 살펴보았다.  특히 본 연구는 맞벌이 부부가구를 중심으로 이러한 선택결정에 있어서 한쪽 배우자가 다른 쪽 배우자에 미치는 영향력에 초점을 두었다.  퇴직기금가입 및 투자결정에서 배우자는 양의 영향력을 갖고 있었다. 즉, 한쪽 배우자의 퇴직기금가입에의 의사결정은 다른 배우자의 퇴직기금가입에의 의사결정에 통계적으로 유의하게 정의 효과를 미쳤고 한 배우자의 대부분 기금의 주식에의 투자의사결정은 다른 배우자의 대부분 기금의 주식에의 투자의사결정에 통계적으로 유의하게 정의 효과를 미쳤다. 또한 투자형태의 결정에서 위험감수도와 투자기간이 중요한 영향력을 갖는 것으로 나타났다.

기업연금가입과 퇴직기금의 주식투자-미국 SCF자료의 분석

들어가는 글

미국의 경우 퇴직 후를 위한 재정적인 준비는 국가에서 관장하는 Social Security, 확정급여연금제도 (Defined Benefit Pension Plans)과 확정기여연금제도 (Defined Contribution Pension Plans)으로 이루어진 기업연금, Individual Retirement Accounts로 불려지는 개인연금, 그리고 각 개인의 기타의 자산형성을 통해 이루어진다.  퇴직한 사람들에게 Social Security는 전형적인 퇴직 후 소득원으로 간주할 수 있지만, 퇴직 후의 적정한 생활수준을 유지하는데 충분한 소득은 아니다. 또한, Social Security 프로그램의 구조는 지난 수 십 년 동안 가족생활의 변화에 따라 조정이 이루어지지 못했다.  이에 따라 현재의 Social Security는 미혼근로자 또는 맞벌이 부부에 비해 두 사람중 한사람이 소득원을 갖고 있는 기혼 부부에게 더 많은 혜택을 주고 있다 (Economic Report of the President, 1997, p.114). 예를 들어 맞벌이 부부 두 사람 모두가 퇴직후에 받게 되는 수혜금은 퇴직전 소득의 41% 정도였다가 한쪽 배우자의 사망후에는 21%로 떨어지게 된다. 한 사람의 소득원을 갖고 있는 기혼 부부에게 있어서 이에 상응하는 비율은 각각 62% 와 41%이다 (Schobel, 1993).

Employment Retirement Income Security Act가 1974년에 통과된 후, 기업의 연금구조는 확정급여연금제도(Defined Benefit Pension Plans)에서 확정기여제도 (Defined Contribution Pension Plans)로 전환하는 커다란 변화를 경험하였다 (Economic Report of the President, 1999, p.158). 기업연금의 한 형태인 확정기여 (DC)과 개인연금 (Individual Retirement Accounts)이 퇴직후의 재정자원으로 중요하게 대두되었고 이에 대한 가입이 중요한 관심사로 대두되었다. 확정기여(DC)의 경우 근로자와 사용자 양쪽이 이 연금의 기금에 적립을 하는 형태를 취하고 있다.  퇴직 후의 수혜금은 적립금의 액수와 기간뿐 아니라 기금의 관련된 투자상품의 선택에 따른 수익률에 따라 달라지게 된다.

확정기여(Defined Contribution)이나 개인연금구좌 (Individual Retirement Accounts)을 이용해 퇴직기금(이하 이 두 가지를 퇴직기금이라 칭한다.)을 준비할 때 각 개인은 두 가지 결정, 즉, 기금에의 참가와 투자상품을 선택하여야 한다.  투자상품의 선택은 수익률과 관계가 있기 때문에 중요하다.  예를 들어 다른 두 사람이 퇴직기금에 같은 액수를 같은 기간동안 적립한다 하더라도 선택한 투자상품이 다른 경우 퇴직 후의 재정적인 자원의 양은 상당히 다를 수 있다.  수익률에 관한 몇몇 선행연구들은 자산을 주식에 투자하는 것이 채권에 투자하는 것에 비해 더 나은 선택이라 했고, 퇴직기금의 거의 모두를 주식에 투자하는 것이 주식과 채권으로 나누어 투자하는 것에 비해 더 효율적이라고 제시했다 (Shoven & Wise, 1996; Hanna & Chen, 1996).  주식에의 투자는 각 개인 갖고 있는 위험감수도(risk tolerance)와 관련되어 있다.  각 개인의 위험감수도는 개인의 선호도 뿐 아니라 개인과 가계의 특성과 관련되어 있다 (Sung & Hanna, 1996; Hawley & Fujii, 1993).  전반적인 재무자산의 분배를 결정하는 다른 중요한 요인은 인적자산(human wealth)이다.  투자자가 젊은 경우, 자산(wealth)의 많은 비율이 인적자본(human capital)의 형태로 있는 것이므로 젊은 투자자는 나이든 투자자에 비해 더 많이 주식에 투자해야 한다 (Bodie, 1990; Hanna & Chen, 1997).

연금선택에 관한 대부분의 선행연구들은 각 개인을 분석의 대상으로 하여 남녀간에 퇴직기금에 가입하는 정도에 차이가 있음을 발견했다.  투자와 관련된 위험에 대해 보다 위험회피적인 것으로 평가되는 여성들은 남성에 비해 자신의 재무자산을 더 안정적인 상품에 투자한다 (Bajtelsmit & Bernas, 1996; Embrey & Fox, 1997). 그러나 몇몇 실증연구에서 지적되었듯이 퇴직기금에의 참여와 관련된 의사결정에서는 통계적으로 유의한 배우자효과가 있어서 기혼자의 경우는 미혼자와는 다르다 (GAO, 1996; Even & Macpherson, 1994; Hersch & Reagan, 1993).  결혼한 부부의 경우, 남편과 아내 양쪽 모두 퇴직기금에의 가입과 투자상품을 선택할 때 각각 본인의 특성 뿐 아니라 배우자의 현재 연금의 상태와 투자상품을 고려할 것으로 추측된다. 퇴직 후 소득의 적절한 수준은 하나의 가계를 단위로 하여 준비되어야 함으로 한족 배우자의 의사결정은 다른 쪽 배우자의 의사결정과 관계되어 있다고 할 수 있다.

맞벌이 부부가 퇴직기금가입과 투자상품을 선택할 때 상대 배우자가 영향을 미치고 있다는 측면은 실증연구와 정책설정에서 무시되어왔다. Employment Retirement Income Security Act의 규정에 따르면 사용자는 근로자에게 연금과 관련된 정보를 제공하여야 하며 미국의 노동부(U.S. Department of Labor)는 정보를 제공하고 연금과 관련된 사항을 규제할 책임을 지고 있다 (Beam & McFadden, 1998, p.291).  노동부에서 발간되는 간행물은 각각의 연금들이 어떠한 것을 제공하는가와 어떻게 운용되고 있는지에 대한 정보를 제공해야 한다 (예를 들면 각각의 경우에 따라 가능한 투자의 선택, 위험과 수익률의 특성, 그리고 유족의 혜택).

본 연구의 주요 목적은 두 가지 의사결정에 있어서 배우자의 효과가 통계적으로 유의한 것인지를 검토하는 것이다.  즉, 한 배우자의 퇴직기금가입과 투자상품에 대한 의사결정이 다른 배우자에게 영향을 미치고 영향을 받는지를 검토하는 것이다. 선행연구와 달리 본 연구는 기혼부부가계의 경우 부부가 공유하는 전반적인 가계의 재정적인 특성을 연구에 포함시키고 있다. 또한 투자의 결정요인으로 위험감수도(risk tolerance)와 투자기간 (time horizon)을 연구에 포함하였다. 분석상의 틀에서 볼 때 본 연구의 또 다른 중요한 기여는 기금에 가입한 표본만을 사용하여 분석할 경우에 생기게 되는 표본선택편기 (sample selectivity bias)를 피하기 위해 이변량프로빗 (bivariate probit mode)을 사용하여 기금에의 가입과 투자상품의 선택을 함께 측정한 것에 있다.

선행연구

기금가입에의 선택

본 연구에서의 기금가입이란 개인연금구좌(Individual Retirement Accounts)와  확정기여연금 (Defined Contribution Pension Plans)을 말한다.  인구통계학적인 변수와 함께 가계의 소득 및 재정적 특성, 한계소득세율을 분석에 포함하였다. 퇴직기금은 다양한 제약조건들 안에서 세제혜택을 받을 수 있기 때문에 한계소득은 분석에 중요시되는 변수이다.  가입의 결정에 영향을 미치는 또 다른 중요한 요소는 두 가지의 기금형태와 관련된 특성들이다. 개인연금구좌 (IRAs)의 경우에는 근로자의 선택에 의해 가입이 결정되지만, 확정기여연금제도 (Defined Contribution)의 경우에는 사용자에 의해 근로자에게 제시되는 것이다.  따라서 Individual Retirement Accounts 또는 Keogh Plan (개인연금구좌로서 자영업자에게 적용되는 것)에 가입하는 것은 임금근로자 또는 자영업자가 가입하려고 결정하기만 하면 되는 것이지만 확정기여연금(DC)의 경우에는 사용자가 근로자에게 이러한 형태의 연금을 오퍼(offer)해야 하며 근로자는 이러한 형태에의 가입할 수 있는 일정한 자격(eligibility)을 갖추고 있는 경우에 본인의 선택에 의해 가입하게 된다. 일반적으로 사용자의 오퍼비율은 기업의 크기, 산업체의 종류, 직종과 같은 직업특성에 따라 달라진다.

Long (1990), Feenberg와 Skinner (1989), 그리고 O'Neil과 Thompson (1987)은 한계소득세율과 부부가 세금신고를 같이(joint filing) 하는 경우는 개인연금구좌 (IRAs)에의 가입과 정의 관계를 보인다고 하였다. 누진세율의 적용을 많이 받는 경우에는 개인연금구좌 (IRAs)에 기금을 적립하고 있는 확률이 증가하고 있었고 반면, 부부가 세금을 같이 신고하지 않고 혼자 세금을 납부하고 있는 경우에는 더 개인연금구좌에 가입하는 확률이 더 낮았다.  관리자, 대학졸업자, 소득, 현재의 근로소득과 항상소득의 비율, 그리고 연령은 개인연금구좌(IRAs)를 갖는 확률에 정의 효과를 보였고, 18미만 자녀의 수는 개인연금구좌(IRAs)를 보유하는 확률에 부의 효과를 보였다 (Collins & Wyckoff, 1988; Hubbard, 1984).  Venti와 Wise (1986, 1988, 1990)에서는 소득, 미혼, 유동자산의 액수, 가족의 크기는 개인연금구좌 (IRAs)에 적립한 확률과 부의 관계를 갖는 반면 연령은 개인연금구좌 (IRAs)에 적립한 확률과 양의 관계를 갖는다고 하였다. Gale과 Scholz (1994)는 개인연금구좌(IRAs)에의 가입은 소득, 교육, 기업연금에의 가입 그리고 부채와 정적인 관계를 갖는다고 하였다.

확정기여연금제도 (Defined Contribution Pension Plans)에의 가입에 관한 선행연구들은 기업 측의 offer 여부와 관련하여 기업의 특성에 초점을 두었다.  선행연구에서는 기업의 특성을 파악하기 위해 노동조합의 존재여부, 기업의 규모, 산업체의 종류를 대리변수들로 사용하였다 (Beller와 Lawrence, 1992; Gustman과 Steinmeier, 1992; Ippolito, 1995).  일반적으로 확정기여(DC)을 오퍼한 기업들은 규모가 크고, 노동조합이 있고, 산업체의 종류에서 재무, 보험, 보험에 해당하는 분야였다.  가입자격여부를 파악하기 위해 근로상태. 현재의 직장에 근무한 연수들이 선행연구에서 사용되었다 (Hersch와 Reagan, 1993).

Andrew (1992)는 다른 변수들을 통제할 때 노동조합에 가입한 근로자는 401(k)에 더 적게 가입하고 있고 현재의 직장에 오랫동안 있었던 근로자는 401(k)에 더 많이 기입하고 있음을 발견했다.  임금과 소득에서의 차이를 설명하고 나서도 연령은 기금에의 참가를 설명하는 주요한 결정요인이다.  또한,  가입자격자 근로자중 주택을 소유하고 있는 경우에 401(k)에 가입할 가능성이 더 높았다.

투자상품의 선택

퇴직기금은 주식이나 다른 종류의 투자상품에 투자될 수 있다.  어떤 사람들은 개별투자자가 과도한 안정성을 선택함으로서 적립기간동안 너무나 적은 수익율을 얻게 되는 경우를 보호해야 한다고 하고 어떤 사람들은 개별투자자가 조심성 없이 자신들의 자산을 투자하는 것에서 보호되어야 한다고 주장하고 있다 (Poterba와 Wise, 1996).  Guaranteed Investment Contracts와 같은 보수적인 (conservative) 투자상품을 선택하면 처음에 제시된 만큼에 해당하는 적절한 이자를 기대하기가 어렵다 (Andrew, 1992; Samwick & Skinner, 1993; Mitchell & Rappaport, 1993).  Shoven and Wise's 시므레이션(simulation) (1996, 표 6, PP. 17-18)은 대안이 될 수 있는 자산의 분배의 형태에 따라 각 연령층에서 축적할 수 있는 자산의 정도를 보여주고 S&P 500에 투자하는 것이 채권에 투자하는 것에 비해 어느 연령층에서나 나은 투자방법이라는 점을 발견하였다.

주식은 다른 투자상품에 비해 더 위험한 상품이다. 포트폴리오를 고려한 의사결정에 관한 이론적인 연구와 실증연구에서 논의한 세 가지 요인은 투자가간 (time horizon), 인적자본, 그리고 위험감수도(risk toelrance)였다.  투자기간이 긴 경우, 주식은 채권에 비해 높은 수익률을 가져다 줄뿐 아니라 더 많은 자산을 축적시켜 준다는 측면에서 더 안정성이 높은 상품이다 (Fischer, 1993; Bodie, 1990; Hanna & Chen, 1996; Shoven & WIse, 1996).  인적자본은 총 자산(total wealth, 인적자산과 재무자산으로 일컬어짐)의 커다란 부분을 차지하기 때문에 생활주기에 따라 인적자본이 줄어드는 것과 같이 재무재산 중 주식에 투자하는 재무자산의 비율을 줄임으로서 총 자산과 주식의 비율을 고려하는 것이 최선의 선택이다 (Bodie, 1990).

투자행동에 영향을 미치는 또 다른 중요한 요인은 재무와 관련된 위험에 관한 태도이다.  Petersen (1996)은 확정기여연금(DC)의 자산분배는 근로자의 위험감수도를 나타낸다고 하였다.  위험감수도에 관한 몇 개의 실증연구들은 재무위험도와 관련된 요인들은 인구통계학적 특성과 재무와 관련된 특성들과 체계적인 관계를 가지고 변화하며 이러한 연구결과는 재무와 관련된 위험감수도는 응답자의 주관적인 특성 뿐 아니라 객관적인 특성을 반영하고 있다는 것을 발견하였다(Hawley & Fujii, 1993; Sung & Hanna, 1996). 그러나 Hanna 와 Chen(1997)은 투자기간이나 총 자산에 대한 재무자산의 비율과 같은 객관적인 요인이 주관적인 위험감수도에 비교해 최적의 포트폴리오를 선택하는데 더 중요하다고 제안했다.

Schultz (1992)는 본인들이 스스로 투자를 결정해야 하는 형태의 연금에 가입하고 있는 전체근로자의 3/4정도는 주식에 전혀 투자하지 않았으며 5%미만의 근로자가 자신의 자산중 반 이상을 주식에 투자했다.  1997 IRS Form 5500 파일 자료를 사용하여 Papke, Pertersen과 Poterba (1993)는 연금에 가입한 근로자중 30%는 equity형 뮤추얼펀드 (equity mutual funds)에, 29%는 Guranteed Investment Contracts에, 22%는 회사형 주식에 투자한다고 보고했다.  Petersen (1996)은 확정기여(DC)과 확정급여(DB)의 자산분배를 비교하였고 확정기여(DC)의 연금 중 20%는 현금형태로, 34%는 채권의 형태로, 25%정도는 주식(equity)의 형태로 투자되어 있다고 보고하였다.  1992 소비자가계재무조사 (Survey of Consumer Finances)를 이용하여 Poterba 와 Wise (1996)는 이러한 형태의 퇴직기금 (Individual Retirement Accounts, 401(k), 그리고 다른 형태의 defined contribution)중 대략 반 정도가 회사형주식 (corporate equity)에 투자되어 있다는 것을 발견하였다.  전반적으로 45세에서 54세이고 소득이 $100,000이상인 경우에 기금의 더 많은 비율을 주식 (뮤추얼펀드 포함)에 투자하였다.

General Accounting Office (GAO)의 한 연구는 1992 소비자가계재무조사 (Survey of Consumer Finances)와 건강과 퇴직조사 (Health and Retirement Survey)라는 두 개의 자료를 이용하여 401(k)에 가입한 근로자중 25%정도는 보수적인 투자를 하였고 (예를 들어 채권), 25%정도는 주식에 투자하였고 그 나머지는 주식과 채권에 분산하였음을 발견하였다.  GAO 연구는 인구통계학적인 집단에 따라 투자형태에 차이가 있음을 보고하였다.  여성은 남성에 비해 더 보수적이고 더 채권에 투자하는 경향을 보였다.  교육수준이 높거나 소득이 많은 경우에는 교육수준이 낮거나 소득이 적은 경우에 비해 주식에 투자하는 경향이 높아진다.  연금을 갖고 있는 배우자가 있는 경우에는 배우자가 없거나 배우자가 연금이 없는 경우에 비해 주식에 전부를 투자하는 경향이 더 많았다.

연구목적

본 연구는 기혼부부가계가 퇴직기금에 참가하고 기금을 주식에 투자할 경우 두 사람의 결합결정에 초점을 두고 있다.  본 연구의 퇴직기금은 개인연금구좌 (자영업자를 포함하는 Individual Retirement Accounts)와 확정기여연금(Defined Contribution Pension)으로 이 두 가지 퇴직기금은 공통점과 상이점이 있다.  공통점은 각 개인이 기금에 가입할 것인가와 투자형태를 결정해야 한다는 점이다. 상이점은 가입자격에 있는데 DC의 경우에는 기업이 오퍼를 하여야 하며 일정한 자격을 갖춘 근로자가 가입할 수 있어서 IRA에 비해 가입이 제한되어 있는 반면 IRA은 DC에 비해 더 광범위한 투자상품을 제공한다는 점이다. 본 연구는 투자의 결정에서 근로자가 자신의 기금전체를 가장 수익률이 높은 주식에 투자하는지에 초점을 둔다.  부부의 경우 상대 배우자로부터 영향력을 주고받을 것인가와 이에 따라 여성은 남성보다 투자의 결정에서 보다 안정적인 상품을 선택한다는 선행연구의 결과를 검토해 보고자 한다. 이러한 분석에 있어서 가입과 투자의 결정에 영향을 미칠 수 있는 가족의 전반작인 재무상태를 함께 고려하고 이를 이변량분석을 통해 두 결정을 동시에 고려해 보고자 한다.

분석방법론

자료 및 표본

본 연구는『1992년 소비자가계재무조사』(the 1992 Survey of Consumer Finances, SCF)의 자료를 이용하였다.  이 조사는 가계재무과 관련된 제반 설문들을 면접실사를 통하여 실시된 것으로 연방준비이사회 (the Federal Reserve Board)에서 후원하고 국세청(the Internal Revenue Service)의 소득통계국 (the Statistics of Income Division) 등의 연방기관들의 지원이 뒤따랐다 (Kennickell & Starr-McCluer, 1994).  본 자료는 자산, 부채, 연금 등의 미국 가계의 재무구조의 특성에 관하여 가장 상세한 정보를 제공할 뿐만 아니라 현재 직장에서의 근무기간, 인구통계학적 특성, 개인의 태도에 관한 정보들도 제공하고 잇다.

본 연구에 사용되는 표본은 기혼 유배우 가구 중 부부의 연령이 16세에서 70세 사이에 있고 맞벌이를 하는 1,215가구이다. 분석에서 기혼 유배우 가구만 선택한 이유는 본 연구가 주로 퇴직기금가입과 적립금의 주식투자에 관한 의사결정에서의 배우자효과에 초점을 맞추고 있기 때문이다. SCF가 제공하는 결측치처리를 위한 5개의 multiple imputations를 고려하기 위하여 Rubin의 방법 (Rubin, 1987; Montalto & Sung, 1996)을 적용하여 계수(parameter)의 추정치와 이들의 분산 및 유의수준을 추정하였다. 본 연구에서 5개의 모든 imputation이 사용됨에 따라 표본규모는 실제 응답부부 수효의 5배인 6,075명의 부부가 된다. 이 방법에 대한 상세한 설명은 Sung(1997)에 있다.

종속변수

퇴직기금과 관련하여 두 가지 의사결정이 존재하는 바 하나는 퇴직기금 가입결정이고 또 다른 하나는 적립금의 투자결정이다.  1992년 SCF의 설문 중에는 퇴직기금 가입여부 및 퇴직기금의 적립금에 관한 정보와 퇴직기금 형태별 적립금의 투자운용에 관한 정보를 제공하고 있다.  개인이 퇴직기금에 가입하고 있는가의 여부와 대부분의 적립금을 주식에 투자하고 있는가의 여부에 초점을 맞추는 본 연구에서는 아래에 설명하는 두 개의 이진변수(binary variable)가 두 의사결정을 의미하는 종속변수로 사용되었다.

퇴직기금가입: 각 배우자에 대하여 IRA 가입여부와 제반 형태의 DC연금 가입여부를 묻는 조사상의 두 설문항으로부터 부부별 퇴직기금가입을 나타내는 이진종속변수 (binary dependent variable)를 구축하였다.  만약 IRA 나 DC연금 중 적어도 하나에 가입하는 경우 이 이진변수는 1의 값을 가지며 하나도 가입하지 않은 경우는 0의 값을 갖는다.  표본가구 중 3,532 명의 남편 (49.3%)과 3,076명의 아내 (42.2%)가 퇴직기금에 가입한 것으로 나타났다.  아내가 미가입한 경우 남편의 가입비중은 19.7%에 불과하였으며, 남편이 미가입한 경우 아내의 가입비중은 12.6%에 불과하였다.

적립금 주식투자:  또한 IRA 적립금의 투자선택에 관한 질문과 DC연금 적립금의 투자선택에 관한 조사상의 두 문항을 이용하여 대부분 적립금의 주식투자를 나타내는 이진종속변수를 부부 각각에 대하여 구축하였다.  이 이진변수는 한 개인이 가입한 모든 형태의 퇴직기금 상의 적립금을 대부분 또는 모두 주식에 투자할 경우 1의 값을 가지며 기타의 경우는 0의 값을 갖는다.  퇴직기금가입자 중 25.2%의 남편과 25.8%의 부인이 대부분의 적립금을 주식에 투자하였으며, 41.8%의 남편과 39.2%의 아내가 적립금을 주식과 채권에 분산 투자하였으며, 33.0%의 남편과 35.0%의 부인이 대부분의 적립금을 채권에 투자한 것으로 나타났다.

실증모형

본 연구는 두 의사결정을 별도로 추정하는 퇴직기금가입 의사결정의 프로빗모형과 적립금투자 의사결정의 프로빗모형, 그리고 두 의사결정을 동시에 고려하는 부분적 관찰가능성(partial observability)의 이변량프로빗(bivariate probit) 등 세 개의 실증모형을 사용하였다.  한 배우자의 의사결정이 다른 배우자의 의사결정에 영향을 주고받는 지를 규명하기 위하여 현재의 가입 및 투자선택을 분석에 사용하였다.

각 배우자의 퇴직기금가입 의사결정을 설명하는 변수로 인구통계학적 변수들과 일자리특성(job characteristics) 뿐만 아니라 부부가 공유하는 가계재무특성 및 한계세율, 연근로소득, 고래의 DB가입여부를 사용하였다.  인구통계학적 변수는 연령, 인종, 교육수준, 건강상태가 포함되었다.  일자리특성으로는 신규피용여부, 기업규모, 노동조합원여부, 자영업여부, 사무직여부, 7개의 산업별 가변수(dummy variable)가 포함되었다.  가계재무특성으로는 유동자산(liquid assets), 비유동자산(non-liquid assets), 직접투자한 주식보유 총액, 직접투자한 뮤추얼 펀드의 총액, 비금융자산(non-financial assets), 총부채액, 주택소유여부의 7개의 요소를 포함하였다.

각 배우자의 대부분 적립금의 주식투자 의사결정을 설명하는 변수로는 투자와 관련된 인구통계학적 변수 및 일자리특성, 그리고 가계재무특성이 사용되었다.  인구통계학적 변수 및 일자리 특성에는 투자운용에 관련한 위험감수도, 예상퇴직시기, 교육수준, 현재 직장에서의 근무기간, 자영업여부, 사무직여부가 포함되었다.

퇴직기금가입 의사결정: 각 배우자의 가입결정의 실증모형은 다음과 같은 형태를 갖는다.

yh* = yw aoh + Xh ah + Agh + eh

yw* = yh aow + Xw aw+ Agw + ew

단, yw (yh)는 아내(남편)의 현재 퇴직기금 가입상태로 남편(부인)의 가입결정에 영향을 미치는 요소, (aoh, aow)는 퇴직기금가입에서의 배우자효과를 나타내는 추정되어질 계수, A는 가계재무특성변수로 구성된 설명변수의 벡터, Xh (Xw)는 기타 남편(부인)과 관련된 설명변수의 벡터, (eh, ew)는 남편과 아내의 의사결정식에서의 오류항이다.  (yh, Xh, yw, Xw, A)에 관한 관측치와 오류항의 정규분포가정을 통하여 프로빗모형의 우도함수(likelihood function)를 최대화함으로써 모형상의 계수들의 추정치가 얻어진다.

적립금 주식투자 의사결정: 각 배우자의 대부분 적립금의 주식투자결정의 실증모형은 다음과 같은 형태를 갖는다.

sh* = sw boh + Zh bh + Adh + hh

sw* = sh bow + Zwbw + Adw + hw

단, sw (sh)는 아내(남편)의 현재 적립금 주식투자상태로 남편(아내)의 적립금의 주식에의 투자결정에 영향을 미치는 요소, (boh, bow)는 주식투자결정에서의 배우자효과를 나타내는 추정되어질 계수, Zh (Zw)는 기타 남편(아내)와 관련된 설명변수의 벡터, (hh, hw)는 남편과 아내의 의사결정식에서의 오류항이다.  (sh, Zh, sw, Zw, A)에 관한 관측치와 오류항의 정규분포가정을 통하여 프로빗모형의 우도함수(likelihood function)를 최대화함으로써 모형상의 계수들의 추정치가 얻어진다.

부분적 관찰가능성의 이변량프로빗모형: 퇴직기금 가입결정은 그 자체가 온전히 관찰가능하기 때문에 독립적으로 별도추정이 가능하기는 하다. 그러나, 적립금 투자결정을 추정하는 경우, 만약 퇴직기금에 가입하고 있는 표본만이 추정에 사용되면 그 추정치는 가입의사결정을 무시함에 따르는 표본선택편기를 면치 못하게 된다.  또한 두 의사결정에 존재하는 오류항의 진정한 상관관계가 영이 아닐 경우 가입결정의 별도 추정은 비효율적인 추정치를 제공하는 반면 투자결정의 별도 추정은 편기된 추정치를 제공할 뿐이다. 따라서, Meng과 Schmidt(1985)가 제시하였듯, 이변량프로빗의 결합우도함수를 최대화하는 결합추정이 사용되어져야 한다. 또한 보다 적절한 각 의사결정의 설명을 위한 설명변수로서 가계재무특성을 사용할 것인가에 대한 우도비검정절차(likelihood ratio test procedure)를 실행한 결과, 이들 변수들이 가입결정에는 유의한 기여를 하는 반면 투자결정에는 유의한 기여를 하지 않는 것으로 나타났다.  이를 고려한 실증모형은 다음과 같은 형태를 갖는다.

yh* = yw aoh + Xh ah + Agh + eh

sh* = sw boh + Zh bh + hh

yw* = yh aow + Xw aw+ Agw + ew

sw* = sh bow + Zwbw + hw

단, (e, h)는 상관계수가 r인 이변량정규분포를 따른다.

실증분석결과 및 논의

퇴직기금 가입결정

<표 1>에 퇴직기금 가입결정의 추정치가 제시되어 있다.  배우자효과와 가계재무특성을 고려한 가입결정의 프로빗모형에서, 배우자효과, 자영업, DB가입, 비유동자산, 제조업/건설업, 개인서비스업이 남편의 퇴직기금 가입확률에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.  아내의 의사결정의 경우 다소 상이한 양상을 보이고 있다. 신규피용여부, 도소매업이 추가적으로 아내의 퇴직기금 가입확률에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타난 반면 제조업/건설업 가변수는 유의하지 않은 것으로 나타났다.

적립금의 주식투자결정

<표 2>는 적립금의 주식투자결정식의 추정치를 제시하고 있다. 외생적인 배우자효과를 고려한 주식투자결정의 프로빗모형에서, 배우자효과, 위험감수도, 현직장에서의 근무기간이 남편의 대부분 적립금의 주식투자확률에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.  아내의 의사결정의 경우, 배우자효과, 예상퇴직까지의 잔여기간, 자영업여부, 현직장에서의 근무기간이 투자결정에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 실증분석에서 교육수준과 총가계소득이 유의하지 않은 것으로 나타났는데 이는 기존연구의 결과와는 불일치하는 결과이다. 이는 위험감수도가 가계의 경제적 또는 인구통계학적 특성들과 구조적으로 연계되어 있을 가능성을 반증하는 결과이다.

양의 값을 갖는 통계적으로 유의한 배우자효과의 추정치는 한 배우자가 대부분의 적립금을 주식에 투자할 때 다른 배우자 또한 그러할 개연성이 높다는 것을 의미한다. 또한 아내의 투자결정에서의 배우자효과의 규모가 남편의 투자결정에서보다 큰 것으로 나타나 남편이 보다 자기중심적(self-centered)인 반면 아내가 가족중심적(member-centered)인 성향을 보인다는 논증을 지지하고 있다.

기대하였듯 위험감수도의 수준은 남편의 투자결정에 통계적으로 유의한 수준에서 양의 효과를 갖는 것으로 나타난 반면, 아내의 투자결정에는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 평균적인 재무위험을 감수할 용의가 있는 남편과 비교할 때, 평균이상 또는 상당한 재무위험을 감수할 용의가 있는 남편은 대부분 적립금을 주식에 투자할 개연성이 유의하게 높은 것으로 나타난 반면, 어떠한 재무위험도 감수할 용의가 없는 남편은 대부분 적립금을 주식에 투자할 개연성이 유의하게 낮은 것으로 나타났다.    투자기간의 대리변수로 사용된 예상퇴직 잔여기간의 추정치는 예상투자기간이 장기화할수록 주식투자의 적정비중이 높아진다는 논의 (Hanna & Chen, 1996)와는 다른 양상을 보여주고 있다. 5～14년 내에 퇴직을 예상하는 가입자와 비교할 때, 25～34년의 잔여기간을 예상하는 가입자의 경우 주식에의 투자확률이 낮은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 수익률과 재무위험의 선택에 있어 개인들은 장기투자기간보다는 중기의 투자기간을 상정한다는 것을 시사한다고 할 수 있다.

이변량프로빗모형의 결합추정결과

<표 3>은 부분적 관찰가능성을 고려한 이변량프로빗의 추정치를 제시하고 있다.  두 의사결정식에서의 오류항은 양의 상관관계를 가지며 이는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 즉, 두 의사결정의 독립성을 상정한 별도의 추정은 비효율적 추정치나 편기된 추정치를 제공하게 되므로 반드시 두 의사결정을 동시에 고려하는 이변량프로빗모형의 사용하여야 함을 지적하는 것이다.

두 의사결정 모두에서 배우자효과가 양의 값을 가지며 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 백인, 대기업, 유동자산, 비유동자산, 직접투자한 주식보유 총액 등이 가입결정에 유의한 양의 효과를 보인 반면 자영업, 신규피용자, DB가입은 유의하게 음의 효과를 보였다. 투자결정의 경우, 위험감수도는 남편의 투자결정에는 유의하게 양의 효과를 가지나 아내의 투자결정에는 그러하지 않은 반면, 예상퇴직 잔여기간이 투자결정 미치는 효과는 아내에게는 유의하나 남편에게는 유의하지 않은 것으로 나타났다.

이변량프로빗모형의 추정치는 두 의사결정의 별도 프로빗모형의 추정치와는 다소 상이한 것으로 나타났다. 예를 들면 투자결정에서 현직장에서의 근무기간 같이, 별도추정에서 유의하였던 추정치가 결합추정에서는 유의하지 않는 경우 또는 정반대의 경우가 혼재하는 것으로 나타났다.

결론과 시사점

본 연구는 두 배우자가 취업하고 있는 가계가 퇴직기금을 준비하기 위해 퇴직기금에 가입하고 투자상품을 선택함에 있어서의 결합의사결정들에 초점을 두었다.  특히 본 연구는 두 가지 의사결정에 있어서 배우자의 영향과 두 사람에게 공통되는 재무특성을 강조하였다. 본 연구의 특이한 점은 가입의 의사결정과 투자의 의사결정을 함께 고려하였다는 것이다. 본 연구의 퇴직기금은 개인연금구좌 (Individual Retirement Accounts)와 확정기여연금제도 (Defined Contribution Pension Plans)로서  이 두 가지는 각 개인이 가입과 기금의 투자를 결정해야 하는 퇴직기금이다.

본 연구의 맞벌이 부부가족표본의 경우 퇴직기금에 가입한 비율은 부인과 남편간에 비슷하였다. 또한, 대부분의 기금을 주식에 투자한 비율을 비교했을 때 남편과 부인간에 통계적으로 유의한 차이가 없었다. 남성과 여성간의 의사결정에서의 차이에 관한 선행연구와는 달리 본 연구의 결과는 결혼상태와 취업상태를 고려하면 가입의사결정뿐 아니라 투자의사결정에서도 유의한 남녀간의 차이가 없음을 시사한다.

본 연구는 두 사람에게 공통적인 재무적인 특성을 고려하면서 남편 또는 부인의 퇴직기금가입에의 의사결정에 또는 투자선택에의 의사결정에 배우자의 효과가 존재하는지를 조사하였다. 한쪽 배우자의 퇴직기금가입에의 의사결정은 다른 배우자의 퇴직기금가입에의 의사결정에 통계적으로 유의하게 정의 효과를 미쳤고 한 배우자의 대부분 기금의 주식에의 투자의사결정은 다른 배우자의 대부분 기금의 주식에의 투자의사결정에 통계적으로 유의하게 정의 효과를 미쳤다. 투자결정에서의 배우자의 정의 방향의 배우자효과는 한쪽 배우자의 의사결정은 투자에 관련된 정보를 공유함으로서 그리고 한계세율을 고려함으로서 다른 배우자의 의사결정에 영향을 미치는 것을 의미한다.

위험감수도와 퇴직까지의 연수는 투자의사결정에서 중요한 두 가지 의사결정이다.  왜냐하면 이 두 가지는 자산분배와 관련하여 예상되는 위험에 대한 개인의 반응과 투자기간을 이야기하기 때문이다. 표본선택편기 (sample selectivity bias)를 피하기 위해 가입과 투자선택을 함께 고려하는 이변량프로빗모형(bivariate probit model)의 추정치는 위험감수도는 남편의 투자결정에는 통계적으로 유의하게 정의 효과를 갖는 반면 부인의 의사결정에는 유의한 영향이 없었다. 반면에 퇴직까지의 연수는 부인의 투자결정에는 통계적으로 유의한 영향을 보였지만 남편의 투자결정에는 유의한 영향을 보이지 못했다.

정책설정을 위한 시사점

퇴직기금에 가입하는 의사결정에 영향을 미치는 몇 가지 정책 또는 입법적인 상황들이 있다. 예를 들면 세제혜택, 사용주가 오퍼해야 되는 연금의 경우에는 오퍼비율, 근로자의 가입자격, 사용주가 기금에 기여하는 비율 (matching rate), 약정기간이전에 찾을 경우의 벌칙금 등이다. 일반적으로 정책들은 특히 퇴직전이나 후에 충분한 소득이나 자산이 없는 근로자들이 기금에 가입하도록 장려한다. 세제혜택이 많고 제약조건을 적게하면 더 많은 근로자가 기금에 가입할 수 있을 것이다. 기초분석연구는 산업체에 따라 오퍼비율(offer rates)이 다르다는 것을 보고했다. 더 많은 기업이 회사연금을 오퍼하면, 더 많은 근로자가 이러한 형태의 기금에 가입할 것이다. 또한, 1년 이상 근무해야 한다든지와 근무시간과 같은 가입자격과 관련된 제약조건들을 완화시켜야 더 많은 근로자가 이러한 형태의 기금에 가입할 것이다. 또한, 퇴직기금에서 돈을 약정기간보다 먼저 찾을 경우에 지불해야 하는 범칙금을 낮추어야 더 많은 근로자가 특히 충분하지 못한 소득을 갖고 있거나 비상사태에 대비한 자금이 충분하지 못한 근로자가 기금에 가입할 것이다.

투자선택과 관련하여 개별 투자자는 장가간의 수익률과 다양한 재무자산의 재무위험과 관련하여 더 많은 정보를 제공받아야 한다. 따라서 가입자 또는 기압을 결정하려는 사람들은 예상되는 퇴직과 관련하여 투자기간의 중요성을 특히 젊은 가입자에게 강조하여야 한다. 본 연구는 투자기간이 짧은 집단 (투자기간이 15～34년인 집단)에서 통계적으로 유의한 차이를 발견했기 때문에 개별 근로자가 기금을 통해 돈을 빌릴 수 있는지, 기금에 적립된 자금의 일부를 인출할 수 있는지 벌칙금은 얼마인지와 같은 정보는 개별 투자자가 투자형태를 선택하는데 도움을 줄 것이다. 투자의사결정에서 예상되는 남녀간의 차이와는 달리 맞벌이부부가계는 투자선택의 의사결정에서 배우자가 정의 효과를 갖는 영향을 보였다. 이러한 결과는 한쪽 배우자를 대상으로 하기 보다  양쪽 배우자를 같이 대상으로 하는 교육정책의 중요성을 시사하는 것이다.

연구를 위한 시사점

본 연구는 퇴직기금에의 가입과 투자의 선택에서 배우자효과를 추정하기 위해 현재의 가입상태와 현재의 투자선택을 분석에 이용하였다. 자료의 제한으로 인하여 본 연구는 한 배우자의 결정이 다른 배우자의 결정보다 먼저 이루어졌는가의 여부를 고려하지 못했다. 퇴직기금에 가입한 기간을 안다면 배우자의 효과는 보다 상세하게 추정될 수 있다. 본 연구는 개인들이 대부분의 기금을 주식에 투자했는지에 초점을 두었다. 위험감수도와 투자기간을 고려하였지만 총 기금 중 정확하게 주식에 투자한 비율을 측정할 수 없었다. 다른 형태의 투자상품에 어떻게 포트폴리오를 하는지를 보다 세밀히 알기 위해서는 자료가 이러한 정보를 제공해 줄 수 있어야 할 것이며 이를 통해 투자기간과 포트폴리오 중 주식에 투자된 비율과의 관계를 더 단정적으로 이야기 할 수 있을 것이다.

References

Andrews, E. S. (1992).The growth and distribution of 401(k) plans. in Trends in Pensions 1992. Edited by Turner, J.A. & Beller, D. J. Washington: U.S. Department of Labor. 149-176.

Bajtelsmit, V. L. , & Bernasek, A. (1996). Why women invest differently than men? Financial Counseling and Planning. 7. 1-10.

Beller, D. J. & Lawrence, H. H. (1992). Trends in private pension plan coverage. edited by Turner, J.A. & Beller, D. J. Trends in Pensions 1992. Washington: U.S. department of Labor. 59-64.

Bodie, Z.  (1990).  Managing pension and retirement assets: An international perspective.  Journal of Financial Services Research.  4. 419-460.

Collins, J. H. & Wyckoff, J. H. (1988).  Estimates of tax-deferred retirement savings behavior.  National Tax Journal.  41(4).  561-572.

Even, W. E. & Macpherson, D. A. (1994b). Trends in individual and family pension coverage. Mimeograph.

Feenberg, D. & Skinner, J. (1989).  Sources of IRA saving.  Tax Policy and the Economy 3.  Edited by Summers, L. H. Cambridge: The MIT Press and NBER.

Fischer, S. (1983). Investing for the short and the long term. edited by Bodie, Z. & Shoven, J. B. Financial Aspects of the United States Pension System. Chicago: University of Chicago Press. 153- 176.

Gale, W. & Scholz, J. K. (1994).  IRAs and household saving.  The American Economic Review.  84(5). 1233-1260.

Gustman, A. L. & Steinmeier, T. L. (1992).  The stampede toward defined contribution pension plans: Fact or Fiction?. Industrial Relations. 31(2). 361-368.

Hanna, S & Chen, P (1996).  Efficient portfolio for saving for college. Financial Counseling and Planning, 7, 115-122.

Hawley, C. B. & Fujii, E. T. (1993).  An empirical analysis of preferences for financial risk: further evidence on the Friedman-Savage model. Journal of Post Keynesian Economics. 16(2). 197-204.

Hersch, J & Reagan, P (1993).  Family Pension Coverage. Mimeographed.

Hubbard, R. G. (1984). Do IRAs and Keoghs increase saving?  National Tax Journal. 37(1). 43-54.

Ippolito, R. A. (1995).  Toward explaining the growth of defined contribution plans.  Industrial Relations. 34(1). 1-20.

Kennickell, A. B. & Starr-McCluer, M. (1994). Changes in family finances from 1989 to 1992: Evidence from the Survey of Consumer Finances. Federal Reserve Bulletin, 80(10). 861-882.

Kusko, A., Poterba, J. & Wilcox, D. (1994).  Employee decisions with respect to 401(k) plans: Evidence from individual-level data.  NBER Working Paper 4635, February.

Limdep (1995).  Users Manual Version 7.0.  by William H. Green. New York: Econometric Software, Inc.

Long, J. E. (1990).  Marginal tax rates and IRA contributions.  National Tax Journal.  43(2). 143-153.

Meng, C. & Schmidt, P. (1985). On the cost of partial observability in the bivariate probit model.  International Economic Review. 26(1). 71-85.

Mitchell, O. S. & Rappaport, A. M. (1993). Innovations and trends in pension plan coverage, type, and design, edited by Schmitt, R. The Future of Pensions in the United States. Philadelphia: University of Pennsylvania Press.

Montalto, C. P. & Sung, J. (1996). Multiple imputation in the 1992 Survey of Consumer Finances. Financial Counseling and Planning. 7. 133-146.

Oneil. C. J. & Thompson, G. R. (1987).  Participation in individual retirement accounts: An empirical investigation.  National Tax Journal.  40(4). 617-624.

Papke, L. E., Petersen, M. & Poterba, J. M. (1993).  Did 401(k) plans replace other employer provided pensions? edited by Wise, D. A.  Studies in the Economics of Aging.  Chicago: The University of Chicago Press. 105-142.

Papke, L. E. (1996). Are 401(k) plans replacing other employer-provided pensions? Evidence from panel data. National Bureau of Economic Research. Working Paper No. 5736.

Petersen, M. A. (1996). Allocation assets and Discounting cash flows: Pension plan finance.  edited by Fernandez, P. A., Tyrner, J. A. and Hinz, R. P. Pensions, Savings, and Capital Markets.  U.S. Department of Labor, Pension and Welfare Benefits Administration.

Poterba, J. M., Venti, S. F. & Wise, D. A.   (1994).  401(k) plans and tax-deferred saving. edited by Wise, D. Studies in the economics of Aging. Chicago: University of Chicago.

Poterba, J. M., Venti, S. F. & Wise, D. A. (1995a).  Do 401(k) contributions crowd out other personal saving?  Journal of Public Economics.  58(1). 1-32.

Poterba, J. M. & Wise, D. A. (1996). Individual financial decisions in retirement saving plans and the provision of resources for retirement. National Bureau of Economic Research. Working Paper. No. 5762.

Rubin, P. H., & Paul, C. W. (1979). An evolutionary model of tastes for risk. Economic Inquiry. 17(4). 585-596.

Samwick, A. A. & Skinner, J. (1993).  How will defined contribution pension plans affect retirement income? Working Paper. Dartmouth, N.H.: Dartmouth College.

Schulz, E. E. (1992) Passing the buck: in new pension plans, companies are putting the onus on workers; but few employees manage retirement funds well; some tell horror stories tips from investment pros.  Wall Street Journal. July 7. Section A, P.1.

Schobel, B. D. (1993). Comments: Gaps in retirement income adequacy, edited by Schmitt, R. The Future of Pensions in the United States. Philadelphia: University of Pennsylvania Press.

Shoven, J. B. & Wise, D. A. (1996). The taxation of pensions: A shelter can become a trap.  National Bureau of Economic research.  Working paper No. 5815.

Sung, J. & Hanna, S. (1996b). Factors related to risk tolerance. Financial Counseling and Planning. 7. 11-20.

Venti, S. F. & Wise, D. A. (1986).  Tax deferred accounts, constrained choice and estimation of individual saving.  Review of Economic studies.  53(4), 579-601.

Venti, S. F. & Wise, D. A. (1988).  The determinants of IRA contributions and the effect of limit changes.  edited by Bodie, Z., Shoven, J. B. & Wise, D. A. Pensions in the U. S. Economy. Chicago, IL: University of Chicago Press. 9-47.

Venti, S. F. & Wise, D. A. (1990).  Have IRAs increased U. S. saving?: Evidence from consumer expenditure surveys.  The Quarterly Journal of economics.  105(3). 661-698.

U.S. Government Accounting Office. (1996).  401(k) pension Plans; Many Take Advantage of Opportunity to Ensure Adequate Retirement Income. GAO/HEHS-96-176. Washington: General Accounting Office.

<표 1>  퇴직기금 가입결정 프로빗모형의 추정

자료: The 1992 SCF.

표본: 연령이 16～70세인 맞벌이 기혼부부 가구.

*** P<0.001, ** P<0.01, * P<0.05.

	남 편		아 내
배우자의 기금가입	0.632(0.116)	***	0.612(0.113)	***
교육 (고등학교미만과 비교)
고등학교졸업	0.133(0.217)		0.146(0.230)
대학중퇴	0.227(0.225)		0.201(0.239)
대학졸업 또는 그 이상	0.301(0.237)		0.311(0.249)
연령	0.003(0.005)		0.006(0.005)
백인	0.269(0.155)		-0.045(0.137)
건강상태양호	0.0740.100)		0.090(0.093)
자영업	-0.566(0.158)	***	-0.503(0.121)	***
신규피용	-0.205(0.150)		-0.485(0.122)	***
기업규모 (근로자 500명이상)	0.231(0.132)		0.167(0.106)
노동조합에의 가입	-0.064(0.152)		0.081(0.143)
산업체 (서비스업과 비교)
농업	-0.250(0.330)		-0.024(0.430
제조/건설업	-0.385(0.184)	*	-0.223(0.369)
도소매업	-0.138(0.164)		-0.458(0.166)	**
금융	-0.301(0.154)		-0.265(0.154)
개인서비스	-0.392(0.154)	*	-0.333(0.136)	*
공공서비스	-0.230(0.249)		0.074(0.281)
사무직	0.064(0.143)		0.148(0.197)
한계소득세율	0.007(0.009)		0.006(0.008)
확정급여연금(DB)의 보유	-0.500(0.132)	***	-0.239(0.121)	*
근로소득 (log 값)	0.244(0.152)		0.090(0.134)
유동자산 (log 값)	0.008(0.029)		-0.017(0.028)
비유동 재무자산 (log 값)	0.241(0.043)	***	0.173(0.025)	***
직접투자한 주식 (log 값)	0.004(0.013)		0.009(0.011)
직접투자한 뮤추얼펀드 (log 값)	0.005(0.014)		-0.001(0.012)
비금융자산 (log 값)	-0.025(0.044)		-0.010(0.033)
부채 (log 값)	-0.008(0.018)		0.005(0.015)
주택의 비소유	-0.152(0.156)		-0.095(0.147)
상수	-4.857(1.484)	**	-2.997(1.303)	*
예측률	82.5%		74.8%

<표 2>  적립금 주식투자결정 프로빗모형의 추정

	남 편		아 내
배우자의 주식투자	1.711(0.141)	***	2.042(0.164)	***
교육 (고등학교미만과 비교)
고등학교졸업	0.398(0.404)		0.370(0.664)
대학중퇴	0.550(0.423)		0.220(0.594)
대학졸업 또는 그 이상	0.512(0.405)		0.481(0.592)
위험감수도 (평균적 위험감수와 비교)
상당한 정도로 위험을 감수	0.835(0.262)	**	0.035(0.312)
평균이상의 위험감수	0.430(0.141)	**	0.197(0.173)
위험을 전혀 감수하지 않음	-0.415(0.196)	*	0.130(0.2310)
예상퇴직 잔여기간 (5～14년과 비교)
4년이내	0.081(0.336)		-0.352(0.282)
15～24년	-0.069(0.178)		-0.423(0.219)
25～34년	-0.249(0.192)		-0.551(0.216)	*
35년이상	-0.310(0.288)		-0.299(0.302)
자영업	0.249(0.155)		0.395(0.169)	*
현직장에서의 근무기간	-0.018(0.008)	*	-0.023(0.010)	*
사무직	-0.272(0.203)		-0.236(0.335)
가계의 총소득 (log 값)	0.051(0.064)		0.010(0.079)
유동자산 (log 값)	-0.052(0.042)		-0.066(0.040)
비유동 재무자산 (log 값)	-0.035(0.017)	*	0.014(0.024)
직접투자한 주식 (log 값)	-0.002(0.014)		-0.007(0.016)
직접투자한 뮤추얼펀드 (log 값)	-0.009(0.015)		0.033(0.017)
비금융자산 (log 값)	-0.017(0.058)		-0.006(0.056)
부채	0.021(0.020)		-0.015(0.020)
주택의 비소유	-0.171(0.223)		0.367(0.251)
상수	-0.845(0.769)		-0.413(1.011)
예측률	81.8%		85.0%

자료: The 1992 SCF.

표본: 연령이 16～70세인 맞벌이 기혼부부 가구 중 퇴직기금에 가입한 부부.

*** P<0.001, ** P<0.01, * P<0.05.

표 3.  가입과 투자결정에서 부분적 관찰가능성의 이변량 프로빗모형의 추정

	남편				부인
	가입		투자		가입		투자
배우자의 기금가입	1.012(0.108)	***			0.977(0.104)	***
배우자의 주식투자			1.659(0.127)	***			1.795(0.167)	***
교육 (고등학교미만과 비교)
고등학교졸업	0.148(0.198)		0.455(0.375)		0.139(0.222)		0.336(0.597)
대학중퇴	0.186(0.211)		0.639(0.394)		0.288(0.226)		0.231(0.561)
대학졸업 또는 그 이상	0.345(0.218)		0.624(0.373)		0.404(0.245)		0.546(0.565)
연령	0.008(0.005)				0.010(0.005)
백인	0.291(0.136)	*			-0.027(0.123)
건강상태양호	0.073(0.093)				0.106(0.087)
위험감수도 (평균적 위험감수와 비교)
상당한 정도로 위험을 감수			0.655(0.232)	***			0.072(0.299)
평균이상의 위험감수			0.371(0.123)	***			0.139(0.139)
위험을 전혀 감수하지 않음			-0.416(0.177)	*			0.016(0.087)
예상퇴직 잔여기간 (5～14년과 비교)
4년이내			0.014(0.333)				-0.261(0.297)
15～24년			-0.039(0.164)				-0.430(0.192)	*
25～34년			-0.253(0.139)				-0.500(0.196)	*
35년이상			-0.388(0.254)				-0.407(0.258)
자영업	-0.568(0.148)		0.047(0.145)		-0.479(0.124)	***
신규피용	-0.267(0.135)				-0.523(0.108)	***
현직장에서의 근무기간			-0.014(0.007)				-0.014(0.009)
기업규모 (근로자 500명이상)	0.283(0.108)				0.222(0.100)	*
노동조합에의 가입	-0.071(0.132)				0.027(0.132)
산업체 (서비스업과 비교)
농업	-0.142(0.324)				0.068(0.346)
제조/건설업	-0.247(0.169)				-0.126(0.406)
도소매업	-0.119(0.147)				-0.402(0.162)	*
금융	-0.198(0.147)				-0.220(0.147)
개인서비스	-0.311(0.152)	*			-0.328(0.131)	*
공공서비스	-0.237(0.248)				-0.039(0.267)
사무직	0.113(0.127)		-0.171(0.189)		0.108(0.191)		-0.112(0.289)
한계소득세율	0.011(0.008)				0.014(0.008)
확정급여연금 (DB)	-0.450(0.118)	***			-0.255(0.111)	*
근로소득 (log 값)	0.263(0.139)				0.121(0.122)
가계의 총소득 (log 값)			0.048(0.059)				0.046(0.068)
유동자산 (log 값)	0.055(0.025)				0.025(0.024)
비유동 재무자산 (log 값)	0.034(0.012)				0.014(0.011)
직접투자한 주식 (log 값)	0.032(0.012)				0.024(0.011)	*
직접투자한 뮤추얼펀드 (log 값)	0.022(0.014)				0.004(0.012)
비금융자산 (log 값)	0.027(0.037)				0.013(0.030)
부채 (log 값)	-0.014(0.016)				0.008(0.016)
주택의 비소유	-0.147(0.135)				-0.176(0.133)
상수	-4.706(1.373)		-2.018(0.739)	**	-3.046(1.193)	*	-1.942(0.978)	*
상관계수	0.789(0.163)***				0.871(0.124)***

*** P<0.001, ** P<0.01, * P<0.05.

표 A-1. 표본의 독립변수들의 평균

	전체표본		가입자
	남편	부인	남편	부인
연령	41.0 (10.7)	38.6 (10.2)	42.8 (9.6)	40.7 (8.7)
교육: 고등학교 중퇴 또는 이하	9.6%	7.4%	4.4%	3.3%
고등학교졸업	30.8%	33.8%	23.7%	26.3%
대학중퇴	22.1%	28.4%	22.7%	27.9%
대학졸업 또는 그 이상	37.5%	30.4%	49.2%	42.6%
백인	83.0%	83.0%	88.6%	85.9%
건강상태양호	49.1%	48.3%	54.6%	54.5%
위험감수도: 상당한 정도의 위험감수	2.4%	2.4%	3.1%	2.5%
평균이상의 위험감수	16.2%	16.2%	19.2%	19.2%
평균정도의 위험감수	46.4%	46.4%	51.1%	52.8%
위험을 감수하지 않음	35.0%	35.0%	26.6%	25.5%
예상퇴직 잔여기간
4년이내	3.4%	8.4%	4.0%	8.2%
5～14년	17.5%	17.7%	21.1%	19.2%
15～24년	25.9%	25.0%	27.6%	27.2%
25～34년	30.3%	25.5%	31.0%	29.6%
35년이상	22.9%	23.4%	16.3%	15.8%
자영업	17.2%	13.1%	14.9%	11.1%
신규피용	18.2%	22.3%	12.5%	13.4%
현직장에서의 근무기간	9.6 (9.0)	7.0 (7.0)	10.5 (9.1)	8.3 (7.3)
기업규모 (근로자 500명이상)	41.9%	39.9%	49.6%	48.7%
노동조합에의 가입	20.7%	16.5%	20.0%	18.7%
산업체
농업	2.7%	0.8%	1.6%	0.4%
서비스업	8.1%	1.1%	5.8%	1.6%
제조/건설업	35.5%	18.2%	38.0%	20.1%
도소매업	15.1%	16.0%	13.8%	11.8%
금융	13.4%	14.1%	15.2%	15.1%
개인서비스	18.5%	45.1%	18.7%	45.2%
공공서비스	6.7%	4.7%	6.9%	5.8%
한계소득세율: 15%	63.1%	63.2%	51.4%	50.3%
28%	28.7%	29.0%	36.4%	37.2%
31%	7.7%	7.4%	12.2%	12.5%
확정급여연금 (DB)	31.4%	26.7%	31.5%	28.65
근로소득 ($1000)	32.1 (13.5)	22.7 (9.9)	36.5 (14.3)	25.5 (10.5)
가계의 총소득 ($1000)	57.8 (64.3)		71.5 (81.8)	72.8 (78.9)
유동자산 ($1000)	10.8 (45.0)		16.8 (61.5)	17.1 (63.3)
비유동 재무자산 ($1000)	20.5 (178.6)		33.4 (248.7)	31.6 (195.0)
직접투자한 주식 ($1000)	8.4 (95.2)		14.5 (132.1)	15.0 (140.8)
직접투자한 뮤추얼펀드 ($1000)	5.2 (45.8)		9.6 (64.3)	8.5 (49.8)
비금융자산 ($1000)	206.1 (772.0)		275.7 (903.7)	288.9 (249.6)

자료: The 1992 SCF.

표본: 연령이 16～70세인 맞벌이 기혼부부 가구.

괄호안의 수치는 standard deviation.