국민연금과 거시경제

박 무 환*

<요약>

국민연금의 장기재정 불안정은 근본적으로 보험료부담에 비해 상대적으로 높은 급여수준을 보장하는 구조적 불균형체계에 기인하지만, 이와 더불어 출산율 저하에 따른 인구감소, 인구구조의 급속한 고령화, 및 제도성숙 등이 재정악화를 더욱 가속화시키는 요인으로 작용하고 있다. 현행 제도를 그대로 유지하는 경우 2040년대 후반 경 기금소진(exhaustion)이 예상되는 등 제도의 지속성(sustenance)에 의문이 제기되어 장기재정안정을 위한 근본대책 마련의 필요성이 더욱 증대되었다.

이와 관련하여 본 연구는 국민연금의 장기재정안정이나 제도개선을 위해 예상되는 연금관련 정책수단변수들인 보험요율(contribution rate)이나 소득대체율(income replacement rate) 등의 변화가 국민경제에 미치는 파급효과를 분석하여 정책의사결정의 논리적 근거로 활용될 수 있는 정책적 시사점을 도출하는데 있다. 이에 따라 국민연금부문과 경제부문 관련변수간 상호인과관계를 명시적으로 구현하는 거시계량모형을 구축하였다. 정책 시뮬레이션모형은 최종수요, 재정, 물가, 금융, 생산 및 고용, 그리고 국민연금 등 6개 부문으로 구성하고 방정식체계는 24개 행태방정식(behavior equation)과 15개 항등식(identity) 등 총 39개의 연립방정식체계로 구축하였다. 이를 이용하여 국민연금제도가 전 국민을 대상으로 확대된 1998년을 기점으로 2002년까지 경제 및 국민연금 관련변수의 변화에 따른 정책파급효과의 시간경로(time path)를 계측하였다. 실증분석결과, 연금급여가 본격적으로 실시되지 않고 있는 제도 미성숙기의 분석기간에 있어서 연금재정안정을 위한 정책수단으로 보험요율 인상이나 소득대체율 인하 등에 따라 경제정책목표변수인 물가안정이나 경제성장간에는 상충효과(trade-off)가 있는 것으로 나타났다. 따라서 이를 완화하기 위한 정책조합(policy-mix)의 필요성이 제기되었다.

* 국민연금연구센터 연구위원, 연구결과 및 연구내용은 국민연금관리공단이나 국민연금연구센터의 공식견해가 아니고 전적으로 연구자의 개인의견임.

Ⅰ. 서론

2003년 최초로 시행된 국민연금재정계산에 의하면 2002년 말 87조원(2000년 불변가격)에 달하는 국민연금기금은 지속적으로 증가하여 2030년에는 650조원 규모로 최대에 이를 전망이다. 이러한 기금규모는 국민연금제도가 성숙되어감에 따라 2003년 말 현재 GDP의 16%수준에서 40∼50% 수준까지 증가할 것으로 예상되고 있다. 그러나, 기본적으로 보험료 부담에 비하여 상대적으로 높은 연금급여를 보장하는 제도의 구조적 불균형체계와 출산율의 급격한 하락에 따른 인구감소, 그리고 인구구조의 급속한 고령화 등으로 2047년경 기금소진(exhaustion)이 예상되고 있다.

) 2003년 12월말 기준으로 국민연금적립기금은 112조2,695억원으로 2003년 명목GDP 721조3,459억원(한국은행, 2004.3 잠정) 대비 15.56% 수준이다.

) 우리나라와 주요 OECD 국가들의 합계출산율(2000년기준)을 비교해보면, 한국 1.4, 미국 2.1, 프랑스 1.9, 영국 1.6, 독일 및 이탈리아 1.3 수준으로 미국을 제외하고는 대체출산력(replacement level fertility) 2.1명 수준에 미치지 못하고 있다. 한편, 전체인구대비 65세 이상의 고령인구비중은 1960년 2.9%에서 2000년에는 7.2%에 달해 UN기준의 고령화사회(aging society, 7%이상)에 진입하였으며, 통계청에 의하면 2019년경 고령사회(aged society, 14%이상)로 이행될 전망이다.

이에 따라 정부는 보험요율의 상향조정과 소득대체율의 하향조정을 주요 골자로 하는 국민연금 재정안정화방안을 마련하여 국회에 제출하였다. 그러나 정부안은 근로자, 사업자 등 국민연금 가입자간 이해상충(conflicts of interest)으로 의견수렴을 충분히 이루지 못한 상태에서 마련되었다는 점과 사각지대해소방안 등 재정안정화뿐만 아니라 보다 종합적인 제도개선방안 마련의 필요성이 제기되어 현재 국회에 계류중이다.

) 국민연금법 제4조(국민연금의 재정계산 및 급여액조정)에 의거한 국민연금 재정전망 및 이에 따른 제도발전방안을 마련하기 위해 보건복지부장관 자문기구로 국민연금발전위원회와 그 산하에 제도발전 및 재정분석 전문위원회(2002.3∼2003.5) 구성·발족을 통하여 장기재정추계 및 재정안정화방안을 포함한 연금제도개선방안을 복지부장관에게 건의(2003.6)하였다. 정부는 건의안을 토대로 국민연금의 장기 재정안정을 도모하고 후세대의 부담을 완화하기 위하여 가입기간이 40년인 평균소득자를 기준으로 소득대체율을 현행 60%에서 2008년 50%로 인하하되, 2004년부터 2007년까지는 55%를 적용하고, 기존가입기간에 대해서는 종전의 규정을 적용하여 기득권을 보장하며, 보험요율은 현행 9%에서 2010년부터 매 5년마다 1.38%p씩 조정하여 2030년에 15.90%까지 단계적으로 인상하는 재정안정화방안을 마련하였다.

) 전술한 재정안정화방안에 대한 의견수렴과정에서 노동계는 높은 소득대체율과 상대적으로 낮은 보험료부담을, 사용자단체는 상대적으로 낮은 소득대체율과 보험료부담 수준을 선호하였다.

) 이와 관련하여 보건복지부는 장관자문기구로 노동자, 사용자, 정부, 및 각계 전문가 대표 등으로 노후소득보장 사각지대해소대책위원회를 구성·발족(2004.2∼2005.1)하고 그 산하에 전문위원회를 설치하여 현행 및 미래 노인세대의 사각지대해소 및 중장기 제도개혁방안을 모색하고 있다.

이와 관련하여 본 연구는 국민연금과 경제부문을 연계하는 정책 시뮬레이션모형 구축을 통하여 장기재정안정이나 제도개선을 위해 예상되는 연금관련 정책변수인 보험요율이나 소득대체율 그리고 경제정책변수인 콜금리, 정부소비지출 등의 변화가 국민경제 및 연금재정수지에 미치는 파급효과를 분석하여 정책의사결정의 논리적 근거로 활용할 수 있는 정책적 시사점을 도출하는 데 있다.

) 케인지언 총수요모형(Keynesian income-expenditure approach)을 기본으로 하되 연금부문과 경제부문 관련변수간 상호인과관계를 명시적으로 구현하는 연립방정식체계(simultaneous equations system) 구축을 통하여 연금 및 경제 관련정책변수의 변화에 따른 상호파급효과를 분석할 수 있도록 구축한다.

본 연구의 구성을 보면, 제II장에서 공적연금제도가 주요 경제변수에 미치는 영향에 대한 국내외 선행연구 등을 바탕으로 연구목적에 부합되는 정책 시뮬레이션 모형을 구축한다. 제1절에서는 공적연금제도와 경제변수 관련 국내외 선행연구들의 비교·분석을 통하여 모형구축에 대한 시사점을 도출하고, 제2절에서는 최종수요, 재정, 물가, 생산·고용·임금, 그리고 연금의 6개 부문의 24개 개별행태방정식(behavior equation)과 15개 정의식(identity)을 포함하는 총 39개 연립방정식체계(simultaneous equations system)로 구성된 모형의 기본구조 및 주요 특징을 설명한다. 제3절에서는 모형의 추정결과 및 모형의 적합성 검정결과를 보고하고, 제4절에서는 추정모형을 이용한 정책 시뮬레이션(policy simulation) 결과를 보고한다. 제 III장에서는 연구결과를 요약하고 정책제언 및 향후 연구과제 등을 제시한다.

Ⅱ. 계량모형에 의한 정책 시뮬레이션

여기에서는 최근까지의 공적연금제도가 주요 경제변수에 미치는 영향에 대한 국내외 선행연구들을 비교·분석하고 이에 따른 시사점을 중심으로 거시경제계량모형을 구축한다. 먼저, 거시경제변수와 연금관련변수의 상호연관성(mutual causality)을 고려한 구조적 거시경제계량모형을 구축하고, 연금재정부문을 강조하는 연금부문 내생화를 도모한다. 다음으로, 연금 및 경제정책관련 외생변수의 변화에 따른 파급효과를 실증적으로 분석하고 관련 정책적 시사점을 도출한다.

1. 국내외 관련 선행연구

공적연금제도가 주요 거시경제변수, 저축이나 노동공급 등에 미치는 영향에 대해 지금까지도 논쟁이 지속되고 있는 이론적 배경을 살펴보면 다음과 같다. 먼저, 저축과 관련하여서는 국민저축(national savings)을 정부저축(government savings)과 민간저축(private savings)의 합으로 정의할 때, 연금제도의 도입에 따른 국민저축의 변화는 정부저축과 민간저축의 변화 크기에 의해 결정된다. 정부저축은 국민연금제도의 재정방식(financing scheme), 즉 부과방식(pay as you go scheme)이나 적립방식(funding scheme)에 따라 달라지게 된다. 구체적으로, 재정방식이 부과방식일 경우에는 현재 근로자로부터 사회보장세(social security tax)를 징수하여 노년층의 연금급여에 충당하기 때문에 연금제도도입으로 인한 정부저축에는 변화가 없다. 반면, 재정방식이 적립방식일 경우에는 민간부문의 강제저축에 의한 전환효과로 인해 정부저축은 증가하게 된다.

한편, 민간저축은 연금재정방식 여부에 불구하고 연금제도 도입에 따라 영향을 받게된다. 특히, 재정방식이 적립방식일 경우에는 가입자의 기여금액과 연금급여액 사이에는 괴리가 나타나기 마련이다. 이러한 경우, 만약 가입자들이 스스로 기여한 금액보다 은퇴 후의 연금급여액이 높다고 기대하는 가입자들은 저축을 줄일 유인이 발생하게 되고, 반대 입장에 있는 가입자들은 저축을 증가시킬 유인을 갖게 될 것이다. 또한, 연금제도도입에 의한 은퇴효과(retirement effect)로 인하여 보다 긴 은퇴기간의 소득확보를 위해 연금제도가 없는 경우에 비해 상대적으로 저축의 필요성이 증대하게 된다. 따라서 민간의 자발적인 저축(voluntary savings)이 증가하게 된다. 한편, 인지효과(recognition effect), 즉 연금제도가 도입되기 전에는 자신의 노후생활 대비에 대해 관심이 없었던 사람들도 제도가 도입됨으로써 노후대책에 관심이 제고되어 저축을 늘리는 효과가 있다는 것이다.

) 여기에서는 부분적립방식(partially funded scheme)을 의미한다.

) 연금제도가 없을 경우에 비해 이 제도가 존재할 때에는 근로자의 퇴직시점이 상대적으로 앞당겨지는 경향을 의미한다.

다음으로, 연금제도가 노동에 미치는 영향에 대한 이론적 배경으로 먼저, 연금제도도입이 노동공급에 미치는 효과를 대체효과(substitution effect)와 소득효과(income effect)로 구분하여 보면 다음과 같다. 소득효과, 즉 연금제도가 없는 경우에 비해 연금제도가 있는 경우에는 은퇴 후의 실질소득이 상대적으로 증가하게되어 노동공급(labor supply)을 줄이고 여가(leisure)를 보다 늘리려는 조기퇴직(early retirement)현상이 나타나게된다. 반면, 대체효과는 연금제도가 여가의 기회비용(opportunity cost)을 어떻게 변화시키는가에 달려있다. 여가의 기회비용을 실질임금으로 고려할 때, 실질임금의 증감에 따라 여가는 반대로 움직이게 된다. 즉, 여가의 기회비용이 증가하면 노동공급은 늘어나고, 반대의 경우에는 노동공급이 감소하게 된다.

) 이를 적립방식에 의한 논리로 보면, 연금가입자는 스스로 기여한 금액보다 상대적으로 많은 연금급여를 받을 것으로 기대하는 경우, 생애소득이 향상된 것만큼 노동공급을 줄이고 여가를 늘리려는 유인이 생기게 될 것이다. 반대의 경우에는 여가를 줄이고 노동공급을 늘리려는 유인이 발생할 것이다.

종합적으로, 국민연금과 같은 공적연금제도도입은 민간저축을 증대시키는 효과와 감소시키는 효과가 동시에 존재하며, 또한 연금재정운용방식에 따라 정부저축도 영향을 받게 된다. 노동공급의 경우에도 연금제도 도입에 따른 대체효과와 소득효과의 크기에 따라서 변화방향이 달라지게 된다. 따라서 국민연금이 국민저축이나 노동공급 등에 미치는 영향은 이론적으로 명확한 결론을 도출하기는 어렵다.

이와 관련된 실증분석 중심의 선행연구결과들을 살펴보면 다음과 같다. 먼저, 해외연구결과를 살펴보면, 1970년대 Feldstein(1974)이 미국 시계열자료를 이용하여 공적연금제도와 민간저축과는 음(-)의 관계가 존재한다는 실증분석 결과를 시작으로 Munnell(1974,1976), Kotlikoff(1979), Feldstein-Pellechio(1979), Koskela-Viren(1983) 등은 이를 재확인하였다. 그러나 그 이후 Woodford(1989), Pesando(1992), World Bank(1994), Davis(1995), Bailiu-Reisen(1997) 등은 양(+)의 상관관계가 존재한다고 주장하였다. 한편, Barro(1978)는 공적연금제도에 의해 세대간 소득이전에는 영향을 미치지만 민간저축에는 별 영향이 없음을 주장하였으며, 2000년대 들어 Impavido- Musalem(2000), Catalan-Impavido(2000), Impavido-Musalem-Vittas(2002) 등은 공적연금이 국민저축에 미치는 변화 여부에 관계없이 공적연금과 같은 계약저축의 증가로 인해 비유동자산에 비해 유동자산의 수요증대로 금융시장의 발전이 심화되고 이는 실물부문의 성장에도 긍정적으로 기여한다는 것을 주장하였다. 이러한 결과를 요약하면 다음의 <표 II-1>과 같다.

<표 II-1> 해외 선행연구 결과 요약

연 구 자	주 요 내 용
Feldstein (1974a, 1982)	Ando-Modigliani(1963)의 생애주기가설(life cycle hypothesis)을 이용한 소비함수를 미국 시계열(1929-1971, 1947-1971)자료를 이용하여 추정한 결과, 공적연금제도와 민간저축과는 부(-)의 관계 존재
Leimer-Lesnoy (1982)	Feldstein(1974) 사회보장자산 계산방법에 문제가 있음을 지적하고 이를 수정하여 추정한 결과 공적연금제도와 민간저축과는 양(+)의 관계 존재. 이러한 결과는 미래 예상에 대한 경제주체들의 기대형성 가정에 의존
Munnell(1974,1976)	기본적으로는 Feldstein의 주장을 지지하나, 모든 개인저축이 사회보장세로 대체되는 것이 아니라 노후저축(연금, 보험 등)만이 대체될 것으로 간주하며, 또한 유산을 영(zero)으로 가정하는 일생주기모형의 한계점 지적. 1966년 미국 센서스자료를 이용한 횡단면분석(cross section analysis)을 통하여 연금저축증가는 개인저축감소를 유발한다는 결과 도출
Barro(1978)	다세대중복모형(OGM), 합리적 기대가설을 이용하여 미국 민간소비함수(1947-1974)를 추정한 결과, 공적연금제도도입은 세대간 소득이전에는 영향을 미치지만 전체적인 민간저축에는 별 영향이 없음을 주장
Kotlikoff(1979)	생애주기모형에 근간을 두고, 누적저축(순자산) 축적측면에서 사회보장과 민간저축과의 관계를 1966년 미국센서스자료를 이용하여 분석한 결과, 공적연금제도의 저축에 대한 대체효과와 조기퇴직효과가 존재함
Feldstein - Pellechio(1979)	생애주기모형에 근간을 두고, 1966년 미국 FRB센서스자료를 이용하여 총사회보장자산과 가계 세대주의 퇴직시점 자산간의 관계를 분석한 결과, 거의 1:1로 민간저축이 대체되고 있음을 주장
Feldstein(1974b) Koskela-Viren (1983)	Feldstein은 주요 15개 선진국 경우 사회보장과 저축간 통계적으로 유의한 부(-)의 관계를 확인, Koskela-Viren은 OECD 16개국 횡단면 분석을 통해 통계적으로 유의한 부의 관계를 확인하지 못하였으나, 인플레이션, 경제성장률, 실업률 변화와는 유의한 양(+)의 관계 확인
Woodford (1989)	유동성이 제약을 받는 경제에서는 연금제도에 의해 저축증대라는 실물효과에 의해 생산과 소비 및 후생의 증대로 이어질 수 있음
Pesando(1992) World Bank(1994) Davis(1995) Bailiu-Reisen(1997)	대부분 국가에서 실제저축은 최적수준이하이므로 공적연금제도도입에 따라 저축이 증가하는 것은 일반적. 저축을 제고하는 정책수단으로는 저물가, 개인신용축소, 장기저축에 대한 세제혜택 등을 시행할 필요가 있음
Impavido-Musalem (2000) Catalan-Impavido -Musalem(2000) Impavido-Musalem - Vittas(2002)	공적연금제도도입에 따른 계약저축(연금, 보험)증대로 기존의 자산의 구성변화가 초래됨. 즉, 비유동자산에 비해 유동자산 증대로 금융자산에 대한 수요증가, 또한 장기채권, 주식 등 장기금융상품의 공급증가 등으로 금융시장 발전을 심화시키고, 이는 실물부문의 성장에도 긍정적으로 기여. 이러한 결과는 계약저축이 총저축에 미치는 효과에 불구하고 성립

다음으로 국내 연구결과들을 살펴보면, 이덕훈(1986), 손정식·장충식·정경배(1988) 등은 높은 한계저축률, 그리고 노후대비 인지효과 및 전환효과 등에 따라 공적연금과 민간저축간 부(-)의 상관관계는 존재하지 않는다는 것을 주장하였다. 한편, 전영준(1997), 전영준·김종면(2001) 등은 세대중복 및 세대간 회계일반균형모형을 이용하여 국민연금의 재원조달이 노동에 대한 추가적 과세성격, 강제저축에 의한 민간저축 감소, 그리고 연령별 노동공급 패턴의 왜곡 등으로 모든 경제주체들의 후생수준을 감소시킨다는 분석결과를 도출하였다. 박무환·한성신·서승환(1998, 2003), 박무환·김원식(2000), 박무환·최기홍(2002) 등은 거시경제계량모형, 벡터자기회귀모형 등을 이용하여 국민연금적립기금규모, 보험료수입(급여지출) 확대는 물가, 임금, 금리 및 무역수지 등에는 긍정적(부정적)인 효과를 보이나 총수요 혹은 GDP 등에는 부정적(긍정적)인 효과를 미친다는 분석결과를 도출하였다. 강동수(2002)는 단순세대중복모형을 정상상태(steady state)하에서 국민연금재정불균형으로 인한 자원배분의 왜곡과 이로 인한 저축감소, 자본량 감소에 따른 생산감소 등에 따라 후생감소가 발생한다는 분석결과를 도출하였다. 이러한 선행연구결과들을 요약하면 다음의 <표 II-2>와 같다.

<표 II-2> 국내 선행연구 결과 요약

연 구 자	주 요 내 용
이덕훈(1986)	공적연금제도에 참여하고 있는 공무원 가계와 그렇지 않은 기타 사무직 종사자 가계의 한계저축률 차이로 국내 저축률의 변화추이를 추정한 결과, 상대적으로 공무원가계의 소득수준이 낮음에도 불구하고 한계저축률은 높은 것으로 나타나 공적연금제도도입에 따라 저축감소는 없을 것이라는 간접적 결론 도출
손정식·장충식 ·정경배 (1988)	연금제도도입에 따라 보험료수입에 해당하는 금융저축이 증가하나, 그에 상응하는 만큼 가계 처분가능소득의 감소 및 기업부담금 증가로 민간부문 저축감소가 예상되나, 노후대비 인식효과와 실물저축의 금융저축으로의 전환효과 등으로 적어도 적립방식에 의한 제도하에서는 금융저축증가
전영준(1997)	복수경제주체 일반균형 세대중복모형(multi-agent general equilibrium overlapping generations model)을 이용하여 소득계층별 후생효과를 분석한 결과, 기본적으로 국민연금제도는 노동에 대한 추가적 과세성격을 지닌 연금보험료로 재원조달이 이루어진다는 관점에서 모든 경제주체들의 후생을 감소시킨다는 결론 도출
박무환·한성신 ·서승환 (1998,2003) 박무환·김원식 (2000) 박무환·최기홍 (2002)	우리나라 연간/분기 거시계량모형 구축을 통하여 국민연금적립기금규모/보험료수입 및 급여지출 확대 가정에 따른 시뮬레이션을 통해 최종수요부문, 금융부문, 물가 및 임금 부문 등에 미치는 파급효과를 분석한 결과, 기금규모 혹은 보험료수입(급여지출) 증대에 따라 물가, 임금, 금리 및 무역수지 등에는 경제적 관점에서 긍정적(부정적)인 효과를, 총수요 혹은 GDP 등에는 부정적(긍정적)인 효과를 나타냄. 한편, 기금규모변화와 장단기 시장금리, 총유동성, 주가지수변화 등 변수로 벡터자기회귀모형(VAR, vector autoregressive regression model)구축하고 기금규모변화충격에 의한 충격반응효과를 보면, 총유동성 및 주가지수에는 양(+), 장단기 금리에는 음(-)의 효과 존재
전영준·김종면 (2001)	세대간 회계(generational accounting)와 일반균형모형을 이용하여, 국내공적연금에 의한 강제저축은 life cycle 동기에 의한 저축의 대폭적 감소와 노동공급의 연령별 패턴에 왜곡을 초래하여 높은 수준의 후생비용을 유발할 수 있다고 평가
강동수(2002)	생산함수를 고려한 단순세대중복모형(simple overlapping generation model)을 이용하여 정상상태(steady state)하에서 국민연금의 예산불균형으로 인한 자원배분의 왜곡과 이로 인한 후생감소효과를 실증분석. 시뮬레이션 결과, 불균형연금제도에서의 생산, 총저축 균형값은 균형연금제도 하에서의 값보다 작게 나타남. 즉, 불균형연금제도하에서 저축감소로 인한 자본량이 감소는 생산감소 및 임금하락과 이자율 상승을 유발함. 또한 이자율 상승으로 현재와 미래간 한계대체율의 상승으로 현재소비에 비해 미래소비 증가

전술한 선행연구들의 주요추세를 보면, 공적연금제도가 미성숙기인 시기에는 급여지출에 비해 상대적으로 높은 보험료 수입 등으로 인해 공적연금이 민간저축이나 실물부문에 부(-)의 영향을 미치지만, 연금제도가 성숙기에 접어들수록 반대현상이 나타나 양(+)의 상관관계를 보이고 있다. 한편, 선행연구의 대부분이 연금관련 정책변수의 변화에 대한 경제적 파급효과를 분석하고 있다는 점에서 한 방향 인과관계(unidirectional causality)연구에 중심이 쏠려있다. 이에 따라 본 연구는 연금부문을 내생화하는 거시경제계량모형구축을 통하여 거시경제부문과 연금부문간의 상호인과관계(bidirectional causality)를 살펴보고자 한다.

2. 모형의 기본구조 및 특징

이 모형의 목적은 국민연금과 경제관련 정책변수의 변화가 국민경제에 어떠한 영향을 미치는가를 분석하기 위한 것이므로 기존의 통상적인 케인지언 거시경제모형 체계에 국민연금 부문을 명시적으로 나타내는 변수를 추가하여 24개의 회귀방정식과 15개의 항등식으로 이루어진 모형을 구축하였다. 개별 방정식들은 소비, 투자, 수출, 수입 등으로 구성된 총수요부문, 재정부문, 물가부문, 금융부문, 생산·고용·임금, 그리고 국민연금부문으로 나누어 설계하였다.

(1) 모형의 설계

가. 총수요부문

여기에서는 GDP의 구성 항목 중 비중이 큰 민간소비, 설비투자, 건설투자, 수출과 수입 등에 대해 회귀방정식을 설계하였으며, 나머지 정부소비, 재고증감, 통계상불일치 등에 대해서는 외생변수로 처리하였다. 그리고 민간소비에 가장 큰 영향을 주는 처분가능소득에 대해서도 회귀방정식을 설정하였다. 민간소비지출은 성질상 내구재 소비지출과 비내구재 소비지출로  분류되는 것이 일반적이나 여기에서는 편의상 이들을 통합한 민간소비를 추정대상으로 하였다. 투자는 고정투자와 재고증감으로 구성되고, 고정투자는 설비투자와 건설투자로 세분화하였다. 한편, 국민소득계정의 수출과 수입은 상품의 수출입과 용역의 수출입으로 구분하고, 후자는 외생변수로 처리하였다.

소비는 소비주체에 따라 민간소비와 정부소비로, 민간소비는 가계소비와 민간비영리단체의 소비로 나뉘어진다. 가계소비의 대부분은 일반적인 재화를 구입하거나 서비스를 제공받기 위해 지출되는데, 흔히 통상적으로 부르는 소비지출이 여기에 해당된다. 이 모형에서는 민간소비에 대해 회귀방정식을 설정하고 정부소비에 대해서는 정부부문의 소비지출 규모가 정책적 차원에서 결정된다는 점을 감안하여 외생으로 처리하였다.

민간소비는 항상소득가설(permanent income hypothesis)을 원용하여 소득과 자산의 함수로 설정하였다. 소득의 대리변수로는 실질 처분가능소득을 그리고 자산의 대리변수로는 실질 사회적 부(social wealth)로 주식시가총액과 채권발행잔액의 합을 이용하였다. 또한 금융자산간 대체효과와 시간에 걸친 대체효과를 고려하기 위해 실질금리를 설명변수로 추가하였다. 실질금리의 인상은 금융자산의 이자소득을 증가시켜 소비를 증가시키는 효과와 현재의 할부구입 비용을 증가시켜 내구재 소비를 줄이는 효과를 모두 가지고 있다. 따라서 실질금리 계수의 부호는 이들 중 어떤 효과가 더 큰가에 의존한다. 한편 국민연금제도의 거시경제파급효과를 살펴보기 위해 민간소비의 설명변수중의 하나인 처분가능소득을 실질 GDP와 실질 연금재정수지(실질 연금수입-실질 연금지출)에 의해 설명이 되도록 설정하였다.

투자는 고정투자와 재고투자로 구성되어 있다. 그리고 고정투자는 형태별로 설비투자와 건설투자로 나뉘어진다. 설비투자는 기계 및 운수장비류에 대한 비용지출을 말하며, 건설투자는 건물, 주택, 도로, 항만 등에 대한 투자비용 지출을 말한다. 이 모형에서는 설비투자와 건설투자에 대해 회귀방정식을 설정하고 재고투자를 외생으로 처리하였다.

설비투자는 신축적 가속도이론에 근거하여 GDP와 전년도 설비투자의 함수로 설정하였다. GDP의 증가는 가속도효과에 의해 설비투자를 증가시키는 요인이 될 것이다. 또한 이 함수식에 설비투자 자본의 조달비용을 나타내는 실질금리를 설명변수로 추가하였는데, 금리상승은 투자비용을 증가시킬 것이므로 설비투자를 감소시키는 요인으로 작용할 것이다. 한편 전 산업 가동률을 설명변수로 고려하였는데, 이의 증가는 설비투자를 증가시키는 요인이 될 것이다.

건설투자는 소득변수인 GDP의 함수로 설정하였다. 그리고 건물, 주택에 대한 만성적인 초과수요 현상으로 인해 실질 금리의 설명력이 낮은 점을 감안하여 금리 대신 건설투자의 선행 지표인 건축허가면적을 설명변수로 추가하였다. GDP 증가, 즉 소득이 증가하면 건물 및 주택에 대한 수요가 증가하므로 건설투자가 증가할 것으로 예상되며, 또한 선행지표인 건축허가면적이 증가하면 건설투자가 증가할 것으로 예상된다. 한편 건설투자 구성항목 중의 하나인 기타구축물에 관한 투자가 중앙정부에 의해 이루어진다는 점을 감안하여 정부재정지출을 설명변수로 추가하였다.

수출과 수입은 상품과 서비스를 모두 포함한다. 여기에서는  상품수출과 상품수입에 한해 회귀방정식을 설정하고 서비스의 수출입을 외생으로 처리하였다.

상품수출은 수출물가와 수출수요인 세계수입의 함수로 설정하였다. 원화환율은 변화하지 않은 채 수출물가가 상승하면 수출상품의 가격이 상승하므로 수출이 감소할 것으로 예상된다. 그리고 세계수입 규모가 늘어나 수출수요가 증가하면 수출이 증가할 것으로 예상된다. 한편 세계시장에서 일본 상품 또는 외국 상품과의 경쟁관계를 반영하기 위해 원화환율과 엔화환율을 설명변수로 추가하였다. 원화가 평가절하되면 다른 외국 상품에 비해 우리나라 상품의 대외경쟁력이 향상되어 수출이 증가할 것으로 예상되며, 엔화가 평가절하되면 일본상품이 우리나라 상품의 국제경쟁력을 잠식하므로 수출을 감소시키는 요인이 될 것이다.

상품수입은 수입수요인 소득수준과 국내상품가격 대비 외국상품가격을 나타내는 상대물가수준의 함수로 설정하였다. 소득수준의 대용변수로 GDP를 사용하였으며, 국내상품가격과 외국상품가격의 대용변수로는 소비자물가지수, 원화환율, 수입물가지수를 사용하였다. 소득수준이 높을수록 즉, GDP가 증가할수록 수입수요도 증가하므로 수입이 증가할 것으로 예상되며, 국내상품가격 대비 외국상품의 가격이 상승하면 수입상품의 상대가격이 비싸지므로 수입이 감소할 것으로 예상된다.

GDP항등식은 경제활동 과정에서 발생하는 소득(부가가치)을 국내에서의 소비와 투자, 그리고 수출과 수입의 차이인 순수출로 나타낼 수 있다. 따라서 이 GDP 항등식을 이용하면 GDP를 내생적으로 추정할 수 있다. 즉 앞에서 내생적으로 추정한 민간소비, 설비투자, 건설투자, 상품수출과 상품수입에 외생변수로 처리한 정부소비와 재고투자에 해당하는 재고증감, 서비스 수출입, 통계작성 과정에서 나타나는 통계상불일치를 합하면 내생적으로 결정되는 GDP를 얻을 수 있다. 한편, 총소비지출은 민간소비와 정부소비의 합, 고정투자는 설비투자와 건설투자의 합, 총투자는 고정투자와 재고증감의 합, 총수출은 상품수출과 용역수출의 합, 총수입은 상품수입과 용역수입의 합, 그리고 명목GDP는 GDP 디플레이터와 GDP의 곱으로 정의된다.

나. 재정부문

재정부문에서는 정부가 조세 및 정부재정지출을 통하여 경기조절역할을 수행한다. 즉, 정부의 조세 및 재정지출은 재정수지를 결정하며 이는 정부부문 본원통화공급량을 변화시켜 총 수요에 영향을 미치게 됨으로써 GDP변동을 초래한다. 한편,  정부재정지출은 건설투자의 주요 설명변수일 뿐만 아니라 승수효과(multiplier effect)를 통하여 실질GDP에 영향을 미치며, 또한 연금기금과 관련이 있으므로 이를 내생화한다. 조세수입은 내국세, 관세 및 기타조세수입의 합으로 정의하고 내국세와 관세는 내생화하고 기타 조세수입은 외생처리하였다.

정부재정지출의 증가요인으로 GDP, 그리고 추정기간 중 국민연금기금의 일부는 정부가 차입에 의한 재원으로 활용하므로 이의 확대는 정부재정지출을 증가시키는 요인으로 보아 연금재정수지를 설명변수로 설정하였다.

) 공공자금관리기금법(1993)의 제정으로 국민연금기금의 여유자금은 공공자금관리기금 의무예탁대상으로 규정되었다. 그러나 1999년 전국민연금확대실시, 그동안 금융부문에 비해 상대적으로 저조하였던 공공부문 기금투자수익률 등으로 의무예탁제도가 연금재정의 장기 불안정 요인으로서 문제가 제기됨에 따라 국민연금의 의무예탁제도가 폐지(2001)됨에 따라 2005년까지 그동안 예탁되었던 금액은 전액 환수될 예정이다.

내국세는 시차내생변수와 증가요인으로 명목국민소득을 설명 변수로, 관세는 시차내생변수와 증가요인으로 환율로 조정된 총 수입을 설명변수로 하여 회귀방정식을 설정하였다.

다. 물가부문

물가관련 내생변수로는 국민연금의 급여지출과 밀접한 관련이 있는 소비자물가로 산정한 인플레이션율, 생산자물가, 국민경제의 일반물가수준을 나타내는 GDP디플레이터, 그리고 수출입물가를 고려한다. 인플레이션율은 소비자물가상승률로 정의하고 있는데, 이는 국민연금 급여지출산정에 있어서 연동기준이 되는 것이 소비자물가상승률이기 때문이다.

) 국민연금법개정(1998)에 따른 기본연금액(BPA)산정기준인 급여산식, BPA = 1.8(A+B)(1+0.05n/12)  단, 1.8 = 가입기간 40년(480개월)일 때의 급여수준을 결정하는 비례상수로서 평균소득수준(A=B) 가입자의 경우 연금월액은 월소득(B)의 60%수준, A = 연금수급전 3년간의 평균소득월액(균등부문으로 소득재분배기능), B = 가입자 개인의 가입기간 중 표준소득월액의 평균값(소득비례부문으로 가입기간 중의 표준소득월액을 연금수급 전년도의 현재가치로 재평가, 예로 2004년도 국민연금표준소득월액 재평가율(2004.3.22 보건복지부 고시2004-18)을 보면, 2003년 1.000, 2002년 1.069, 2001년 1.090, 2000년 1.110, 1999년 1.094, 1998년 1.120, 1997년 1.257, 1996년 1.390, 1995년 1.516, 1994년 1.642, 1993년 1.864, 1992년 2.106, 1991년 2.427, 1990년 2.903, 1989년 3.334, 1988년 3.771, 2004.4∼2005.3월까지 기존 수급자의 연금액은 2003년도 소비자물가상승률 3.6%만큼 증액), n = 20년 초과가입월수(0.05 = 가입기간 20년 초과 매1년에 대한 연금액을 가산하는 비례상수).

인플레이션율은 적응적 기대가설(adaptive expectation hypothesis)과 비용상승요인을 감안하여 시차내생변수와 임금상승률, 생산자물가 상승률, 통화증가율 등의 함수로 설정하였다. 전년의 인플레이션율이 상승 추세이면 인플레이션에 대한 기대가 형성되어 금년의 인플레이션율에 어느 정도 양(+)의 방향으로 영향을 미칠 것으로 예상된다. 그리고 임금이 상승하면 전반적으로 재화의 생산비용이나 서비스의 제공비용이 상승하므로 가격이 상승하는 요인이 될 것이다.

위에서 추정된 인플레이션율을 이용하여 소비자물가지수를 내생화하기 위한 정의식을 설정하였다. 즉, 전년도 소비자물가지수에 앞에서 추정한 인플레이션율 만큼의 변동분을 더하여 금년 소비자물가지수를 산출하는 정의식을 통해 내생화하였다.

생산자물가는 적응적 기대가설에 근거하여 시차내생변수와 비용요인으로 단위노동비용의 대리변수로 전 산업 임금, 대외 여건변화를 고려한 환율로 조정된 수입단가지수, 그리고 제품원가 요인으로 시장금리, GDP갭 등의 함수로 설정하였다.

GDP디플레이터는 비용 요인인 수입단가지수, 환율로 조정된 소비자물가지수, 전 산업임금, 그리고 기대가설에 근거하여 시차내생변수를 설명변수로 설정하였다.

수출물가는 생산비용 요인을 반영하는 생산자물가지수, 세계수출단가 및 원화환율 등의 함수로 설정하였다. 국내물가가 상승하면 인건비와 원자재 비용이 상승하므로 수출물가도 상승할 것으로 예상된다. 그리고 생산비용이 변하지 않더라도 세계수출단가가 상승하면 상승한 만큼 마크업 폭(mark-up rate)이 커지므로 수출물가의 상승요인이 될 것이다. 또한 원화환율이 상승하면 마크업 폭이 동일하더라도 원화가격으로 평가한 마크업 폭이 커지므로 원화로 평가한 수출물가는 상승할 것으로 예상된다. 수입물가는 원화환율 및 세계수출 단가 등의 함수로 설정하였다.

라. 금융부문

금융부문에서는 명목시장금리, 총유동성(M3), 국민저축, 상장주식시가총액, 채권발행잔액 등에 회귀방정식을 설정하였다.

시장금리는 피셔 방정식(Fisher equation)과 민간부문의 자금조달 측면을 감안하여 인플레이션율과 민간저축 갭의 함수로 설정하였다. 피셔 방정식에 따르면 인플레이션율의 상승은 명목금리를 상승시킨다. 그리고 민간투자와 민간저축의 차이인 민간저축 갭이 증가하면 즉 초과 자금수요가 발생하면 시장금리를 상승시키는 요인이 될 것이다. 한편, 대외변수로 환율로 조정된 국제금리 및 유동성효과 대리변수로 경제규모대비 총유동성 비율을 설명변수로 추가하였다.

실질 국민저축은 GDP의 증가함수로 정식화하였으며, 실질 민간저축은 실질 국민저축에서 정부저축을 차감하고 실질국민연금보험료를 더하여 내생화하였다.

실질 총유동성은 거래적 동기를 강조한 화폐수요이론과 화폐보유의 기회비용을 감안한 시장금리, 그리고 경제규모를 나타내는 GDP의 함수로 설정하였다. GDP가 증가하여 경제규모가 커지면 이에 따른 거래적 동기에 의한 화폐수요가 늘어날 것으로 예상된다. 그리고 시장금리가 상승하면 화폐보유에 따른 기회비용이 상승하여 화폐보유수요가 위축될 것이다.

실질 상장주식시가총액은 시차내생변수, 종합주가지수, GDP, 및 실질금리 등으로 정식화하고, 실질 채권발행잔액은 GDP, 및 실질금리 등의 변수로 회귀방정식을 설정하였다. 한편, 국민연금기금운용이 국내자본시장에 미치는 효과를 살펴보기 위하여 기금투자규모를 설명변수로 추가하였다.

마. 생산, 임금 및 고용부문

생산, 임금 및 고용부문에서는 설비투자의 주요 설명변수인 전 산업 가동률과 생산자물가의 주요 설명변수인 GDP을 내생화하였다. 또한 민간소비와 인플레이션율 방정식에서 중요한 설명변수로 기능하는 임금과 이의 중요한 설명변수인 실업률에 대해 회귀방정식을 설정하였다. 그리고 임금의 경우에 전년대비 상승률을 임금상승률로 정의하여 회귀방정식을 설정하였다.

잠재 GDP는 표본기간 1970년∼2002년 동안 GDP 초기 점과 말 기점을 통과하는 일정비율로 경제가 성장한다는 가정 하에서 구한 GDP경로를 잠재 GDP 대리변수로 설정하였다.

) 잠재GDP 추정방법으로는 생산함수접근법, 항등식 접근법, 경기변동추세법, Okun's law 등 다양한 접근법이 있지만 각각 장단점이 존재한다. 여기에서는 표본기간 1970∼2002년까지 초기 점과 말기점을 통과하는 일정비율(constant rate)로 경제가 성장한다고 가정하고 이에 따른 GDP 경로를 잠재GDP(GDPF) 대리변수(proxy variable)로 고려하여 다음과 같이 추정한다. 즉,

GDPFt = GDP1970 + (t-1)×[(GDP2002-GDP1970)/(2002-1970)], t = 1,2,…,33.

투자활동의 변화는 총고정자본형성의 변화를 초래하고 이는 자본스탁의 변화를 유발시켜 다시 잠재 GDP의 변화를 통하여 가동률에 영향을 미치게 된다. 한편, 가동률의 변화는 물가수준이나 GDP에 영향을 미친다. 이러한 측면을 감안하여 잠재 GDP 대비 GDP 비율로 정의된 전 산업 가동률은 시차내생변수와 제조업부문 가동률의 함수로 설정하였다.

임금상승률은 필립스곡선(Phillips curve) 형태를 가정하되 노동의 수급요인과 임금인상 가이드라인을 설정하는 행태 등을 감안하여 실업률, 경제성장률, 그리고 소비자물가 상승률의 함수로 설정하였다. 실업률이 상승하면 노동시장에서 노동의 공급요인이 상대적으로 더 크게 영향을 미치므로 임금상승을 둔화시키는 요인이 될 것이다. 그리고 경제성장이나 소비자물가의 상승률이 커지면 임금협상을 위한 임금인상 가이드라인이 상향으로 조정될 가능성이 커지게 될 것이다.

실업률은 실업의 이력현상(hysteresis)을 반영하는 시차내생변수, 전 산업 임금상승률, 그리고 가동률의 변화 등의 함수로 설정하였다. 가동률이 높아지면 생산이 더욱 확대됨에 따라 노동수요가 커지므로 실업률이 하락하는 요인이 될 것이다.

바. 연금부문

국민연금부문에서는 연금 관련변수가 총수요부문, 재정부문, 금융부문 등과 상호 연계될 수 있도록 연금수입 및 지출에 대해 회귀방정식을 설정하였다.

연금부문은 크게 총수입과 총지출로 구분하고, 총수입은 연금보험료수입, 기금운용수익, 및 기타수입의 합, 총지출은 연금급여지출과 관리운영비의 합, 그리고 연금재정수지는 총수입과 총지출의 차이로 정의되는 항등식으로 처리하였다.

연금보험료수입은 보험요율, 징수율, 가입자평균임금, 가입자수의 곱에 의한 항등식으로 정의되었으며, 가입자평균임금은 전 산업임금을 설명변수로 내생화되었다. 그리고 기금운용수익은 기금운용수익률과 기금투자규모의 곱으로 정의되었으며, 기금운용수익률은 주가지수변화율, 시장금리 등을 설명변수로 회귀방정식을 설정하였다. 한편, 급여지출은 소득대체율, 가입자평균임금, 수급자수의 곱에 의한  항등식으로 정의되었다.

(2) 모형의 체계

거시계량경제모형은 변수들이 서로 영향을 받는 연립방정식 형태를 유지하도록 구축되어야 한다. 이 연구에서의 거시경제계량모형 연립방정식 체계는 [부록1]의 모형의 흐름도에 정리되어있다.

경제부문의 처분가능소득, 정부재정지출의 회귀방정식에서는 국민연금재정수지를 설명변수로 사용하였고, 시장금리 회귀방정식에서는 국민저축에서 정부저축을 차감하고 국민연금보험료 수입을 더하여 정의한 민간저축 갭으로 설정하여 설명변수로 사용하였다. 또한 금융부문의 주식시가총액 및 채권발행잔액의 설명변수로 기금투자액을 설명변수로 사용하였다. 한편, 연금부문의 평균임금의 회귀방정식에서는 전 산업임금을 설명변수로 사용하였으며, 기금운용수익률 회귀방정식에서는 주가지수변화율과 시장금리 등이 설명변수로 설정되었다. 따라서 경제부문이나 국민연금부문 관련변수들의 변동, 특히 각 부문별 정책변수들의 변화가 국민경제에 어떠한 영향을 미치는가를 분석할 수 있는 거시경제모형을 구축할 수 있게 되었다.

3. 모형의 추정결과 및 적합성 검정

(1) 자료 및 추정방법

본 모형의 추정에 사용된 통계자료의 표본기간은 1970년부터 2002년까지의 연간이며, 사용된 통계자료 중 국민소득계정 관련 불변기준자료는 1995년 기준이다.

) 세부적인 시계열자료의 정의 및 원천은 [부록2] 참조.

대부분의 행태방정식은 1976년∼2002년까지의 자료를 사용하여 추정하였으나, IMF 외환위기 등 제도적 변화와 외생적  변화 요인 등으로 추정오차가 큰 기간은 더미변수(dummy variable)들을 사용하여 추정모형의 적합성 제고를 도모하였다. 한편 국민연금 관련자료는 1988년부터 이용가능하기 때문에 이 자료에 거시경제부문 자료를 맞출 경우에는 표본기간이 너무 짧아지는 문제가 있다. 이에 따라 국민연금제도가 도입되기 전 즉, 1970년∼1987년 기간중의 국민연금 관련자료는 수준변수와  로그를 취한 변수 모두를 0으로 간주하였다.

이러한 연립방정식 체계를 정교하게 추정하기 위해서는 2단계 또는 3단계 최소자승법을 이용하여야 한다. 즉 추정에서 발생하는 편기(bias) 문제를 해결하기 위해서는 2단계 최소자승법을 사용하는 것이 효과적이며, 과대식별의 경우에는 3단계 최소자승법을 이용하면 더욱 바람직한 추정량을 얻을 수 있다. 그러나 정책 시뮬레이션이나 예측을 하는 경우에 이러한 방법들의 이득은 추정방법의 복잡성과 비교하면 제한적이다. 따라서 본 연구에서는 모든 회귀방정식의 추정에 통상최소자승법(OLS)을 이용하였다. 그러나 모형전체로서의 안정성을 고려하여 필요시 Cochrane -Orcutt 방법이나 시차내생변수를 포함시켜 1차 자기상관을 수정하였다. 물론 내생변수에 이상치가 있는 경우나 내생변수와 설명변수 간의 관계에 구조적 변화가 있을 경우에는 해당 연도의 더미변수 등을 도입하였다.

(2) 검정통계량

본 모형에서는 전술한 바와 같이 모형 전체의 신뢰성은 물론 개별 행태방정식의 이론적 정식화와 통계적 적합도를 제고하는 데 큰 역점을 두었다. 이를 위해 추정단계에서 개별 방정식의 잔차항에 대해 다양한 검정 통계량을 이용하여 행태방정식의 정식화 및 통계적 적합성을 평가하였다.

일반적으로 모수(parameter)의 추정치가 바람직한 성질을 갖기 위해서는 실제치와 모형에서 추정되는 값의 차이인 잔차항(residual)이 통계적으로 동분산성(homoscedasticity) 및 잔차항 간의 독립성(independence)이 충족되어야 한다. 이를 평가하기 위하여 통상적인 결정계수[eqn: rm R^2], 조정결정계수[eqn: rm bar R^2], 잔차항의 1차 상관관계여부를 검정하기 위하여 더빈-왓쓴(DW) 통계량을 이용하였다. 이러한 기본적인 통계량 외에 잔차항의 고차자기상관여부를 검정하기 위해서 Ljung-Box Q통계량을 이용하였다.

[부록3]에 보고되고 있는 민간소비함수 추정식을 예로 들어 검정통계량에 대한 해석을 보면 다음과 같다. 여기에서 추정계수 밑의 (  )내에 표시되어 값은 t-통계량으로 계수값이 0이라는 귀무가설의 수용여부를 결정하는 검정통계량이다. 통상 t-값이 2보다 크면 5%유의수준 하에서 귀무가설을 기각할 수 있다. Ljung-Box Q통계량의 ( )내의 값은 유의확률로 귀무가설을 기각할 수 있는 최소 유의수준을 의미한다. 통상 유의확률이 0.05보다 작으면 귀무가설을 기각하여 자기상관이 존재한다고 할 수 있다. 여기에서는 Q통계량이 7.11이며 그 유의확률은 0.3107으로 0.05보다 크므로 5% 유의수준에서 잔차항의 계열상관이 있다고 할 수 없다. 이상의 검정통계량에 의하면 민간소비함수의 잔차항은 안정적으로 나타나 함수의 정식화는 물론 통계적 적합도 역시 높은 것으로 나타났다.

한편 [부록3]의 행태방정식이 모두 통계적 검정을 통과하는 것은 아니기 때문에 개선의 여지가 없는 것은 아니나, 본 모형의 주된 목적이 정책 시뮬레이션이므로 이론적 정식화와 모형 전체로서의 동태적 안정성을 감안하여 필요하다고 판단될 경우 개별 행태방정식의 통계적 적합도가 다소 떨어지더라도 모형에 포함시켰다.

4. 모형의 시뮬레이션

(1) 모형의 안정성 검정

정책변화의 가상적 파급효과분석을 목표로 작성된 본 모형이 그 목적에 적합하게 사용되기 위해서는 개별 방정식의 이론적 정식화와 통계적 적합도 그리고 모형 전체로서의 동태적 안정성이 보장되어야 한다.

제3절에서 보고된 개별 행태방정식은 여러 항등식과 더불어 연립방정식 체계인 하나의 모형으로 통합된다. 모형내의 개별방정식은 다양한 설명변수 및 추정방법에 의해서 추정된 여러 방정식 중 통계적 적합도 및 안정성 측면에서 상대적인 우위를 보이는 것으로 선정되어 모형구축의 기본방정식으로 채택되었다. 따라서 선정된 행태방정식들은 개별적으로는 실제적 경제상황을 잘 반영하고 있다. 그러나, 개별 행태방정식들의 현실경제의 설명력이 양호하다고 하여 모형전체로서의 설명력이 그러하다는 보장은 없다. 왜냐하면, 행태방정식에는 종속변수 및 독립변수들의 시차항(lagged variables)이 포함되어있기 때문이다. 즉, 개별행태방정식에서 시차변수들은 추정과정에서 독립된 것으로 간주되었으나, 전체모형으로서는 동태적 의태시행과정을 통하여 내생적으로 결정됨으로 인해 실제치와 예측치간 괴리가 크게 나타날 수가 있다. 이에 따라 여기에서는 모형의 안정성 검정을 위해서 역사적 시뮬레이션(historical simulation)을 통하여 동태적 안정성을 살펴본다. 역사적 시뮬레이션은 표본 기간 내에 있어서 모형에 의해 계산된 내생변수의 값이 그 변수의 과거 실제치(actual value)의 시간경로(time path)를 얼마나 잘 추적하는가를 평가하는 것인데 이는 결국 오차분석으로 귀착된다.

여기에서는 오차분석을 위해 가우스-씨달 방법(Gauss-Siedel method)에 의해 1990년부터 2002년까지 13년을 대상으로 동태적 시뮬레이션을 수행하였다. 추정오차의 상대적 크기를 수량적으로 분석하기 위하여 자승평균근퍼센트오차(RMSE %, root mean squared percent error)를 계산한 결과는 다음의 <표 II-3>과 같다. GDP, 물가 등 주요변수는 1∼4% 정도의 안정된 수치를 보이고 있으며 여타변수의 경우에도 대부분 5%이내의 수준을 나타내고 있다. 한편, 모든 변수들의 RMSE%를 단순평균한 값은 4.09%로 모형전체로서의 동태적 안정성은 높은 것으로 판단된다.

변수명	RMSE%	변수명	RMSE%
국민총생산(GDP) 민간소비(CPRV) 처분가능소득(DPI) 설비투자(IME) 건설투자(ICST) 상품수출(EXC) 상품수입(IMC) 내국세(TIN) 관세(TCUS) 정부재정지출(RCGE) 생산자물가지수(PPI) 소비자물가지수(CPI)	1.63 1.68 2.32 5.00 2.10 4.55 5.02 5.93 7.26 3.73 3.59 3.56	GDP환가지수(PGDP) 수출물가지수(PX) 수입물가지수(PM) 회사채수익률(CBR) 총국민저축(RNS) 총유동성(RM3) 민간부(RWEALTH) 전산업임금(WT) 실업률(UR) 평균임금(INSURAVGMY) 기금수익률(RRTOTAL) 연금재정수지(RFBAL)	4.11 4.14 4.16 0.12* 4.92 3.72 2.40 6.56 0.08* 5.56 0.04* 4.06

<표 II-3> 주요 변수의 RMSE%

주 : 1)[eqn: rm \RMSE% ~=~ 100 times \ SQRT {1 over T times { {SUM from { { t}=1} to T {[{X_t ^f - X_t ^a} over X_t ^a ]sup{2}}} }}] ,  * RMSE 이용

T = 표본기간, [eqn: rm x_t ^f] = 예측치, [eqn: rm x_t ^a] = 실제치

(2) 모형의 정책 시뮬레이션 결과

외생변수들의 변화가 주요 내생변수들에 미치는 시간경로(time path)의 분석은 탄력성 접근법(elasticity approach)에 의해 다음과 같이 실시된다.

특정변수의 k%의 증가가 어느 내생변수 Xt에 미치는 효과는 다음과 같이 구해진다. 먼저, 전체 모형을 풀어 구한 Xt의 예측치를 FXt라 한다. 경제정책이나 연금관련 특정 외생변수규모를 (1+k)로 바꾼 후 다시 전체모형을 풀어 구한 예측치를 SXt라 한다. 마지막으로 각 년도의 기준치에 대한 탄력성은 다음 식에 의해 구한다.

[eqn: rm e ~=~ {SX_t~ - ~FX_t} over {FX_t}]

여기에서 구한 e×100%의 값이 바로 특정변수 k%의 증가가 어느 내생변수 Xt에 미치는 누적적 효과가 된다.

) 시장금리나 실업률 등에 대해서는 비율지표의 특성을 감안하여 탄력성에 대한 정의를 새로운 예측치에서 기준 예측치를 차감하는 것으로 다음과 같이  정의한다. 즉, 파급효과(%p)는 SXt - FXt로 계산한다.

여기에서는 1988년 국민연금제도가 도입된 이후 1998년 국민연금법개정에 따라 전 국민을 가입대상으로 확대한 1998년을 기점으로 2002년까지 주요 경제정책이나  연금관련변수, 즉 콜금리, 정부소비지출, 연금보험요율, 소득대체율 등을 계속 5년간 실제치보다 증가 또는 감소시킬 경우에 GDP, 무역수지, 물가, 연금재정수지 등에 미치는 파급효과의 시간경로를 다음과 같이 계측하였다.

) 주요 변수에 대한 세부적인 내용은 [부록4] 참조.

가. 보험요율이 매년 1%p 높았을 경우

GDP는 보험요율 증대에 따른 연금보험료수입 증가에 따른 연금재정수지개선 등으로 처분가능소득이 감소하는데 영향을 받아 민간소비와 총고정투자가 감소세를 나타내어 1차년도 0.11%, 2차년도 0.33%, 3차년도 0.56%, 4차년도에 0.76%, 5차년도 0.91% 수준으로 감소하는 추세를 보이고 있다. 무역수지는 물가 및 임금하락 등에 따른 원가감소로 인한 수출입단가가 하락하고 소득감소에 따른 수입의 상대적 큰 폭 위축으로 연평균 0.64% 개선되는 것으로 나타나고 있다. 물가(소비자물가지수)는 1차년도 0.007% 하락하나 2차년도부터는 수요압력이 둔화되면서 임금하락 등 비용요인도 가세함에 따라 지속적으로 하락하여 5차년도에는 0.08%수준까지 하락하는 것으로 나타나고 있다.

한편 연금재정수지는 GDP 감소에도 불구하고 보험요율 인상의 연금수입에 대한 직접적인 증가효과로 연평균 3.85% 증가하는 것으로 나타나고 있다. 그러나 GDP 감소, 임금 및 시장금리 하락 등에 따라 기금투자수익률 및 가입자평균임금 하락 등으로 3차년도를 정점으로 개선폭은 줄어드는 추세를 보이고 있다.

[그림II-1] 보험료 인상에 따른 파급효과 추이

나. 소득대체율이 매년 1%p 낮았을 경우

소득대체율 인하에 따라 연금급여지출 감소로 연금재정수지가 연평균 0.29%개선되고 이로 인한 처분가능소득은 0.39% 감소하는 것으로 나타나고 있다. 민간소비는 처분가능소득의 감소로 연평균 0.14% 수준 떨어지고, 총고정투자는 설비투자 및 건설투자 감소에 따라 0.02% 감소하는 것으로 나타나고 있다. 이에 따라 GDP는 연평균 0.05% 수준으로 감소하나, 지속적인 물가하락에 따라 감소폭은 점차 둔화되는 것으로 나타나고 있다. 무역수지는 물가하락으로 인한 수출단가가 하락함에 따라 상품수출이 증가하고 상품수입은 소득감소에 힘입어 위축됨으로써 연평균 0.06% 개선되는 것으로 나타나고 있다.

[그림II-2] 소득대체율 인하에 따른 파급효과 추이

다. 콜금리가 매년 실제치보다 10%증가하였을 경우

콜금리가 상승할 경우 시장금리의 상승, 회사채 등 채권시장 위축, GDP의 감소, 물가하락 등 경제 전반에 걸쳐 긴축과 안정화 효과가 뚜렷하게 나타나고 있다. 즉, 콜금리를 인상시키는 경우 금리상승으로 인한 자본시장과 실물경제의 위축되고, 물가가 하락함으로써 콜금리가 경제안정화 및 물가안정을 위한 유용한 통화정책수단이 되고 있음을 보이고 있다.

물가는 1차년도에는 영향이 비교적 작으나 2차년도부터는 수요압력이 둔화되면서 임금상승 등 비용하락 요인도 가세함에 따라 꾸준히 낮아져 5차년도에는 0.01%수준까지 하락하는 것으로 분석되었다. 무역수지는 물가하락으로 인한 원가 감소로 수출단가가 하락함에 따라 상품수출이 증가하고 상품수입은 소득감소에 힘입어 위축됨으로써 연평균 0.15% 개선되는 것으로 나타나고 있다. 한편 연금재정수지는 물가 및 임금 하락 등에 따라 수입에 비해 지출감소폭이 상대적으로 크게 나타남에 따라 연평균 0.53% 개선되는 것으로 나타나고 있다.

[그림II-3] 콜금리 인상에 따른 파급효과 추이

마. 정부소비지출이 매년 실제치보다 10%높을 경우

GDP는 정부소비지출의 총수요에 대한 직접적인 증가효과로 인하여 연평균 0.99% 증가하는 것으로 나타나고 있다. 처분가능소득 및 사회적 부의 증가와 금리 하락효과 등으로 민간소비와 총고정투자가 증가하지만 후자의 경우 금리의 초기하락효과가 2차년도 이후 점차 줄어들면서 GDP의 증가폭은 둔화되는 것으로 나타나고 있다. 물가는 0.07% 수준 상승하는 것으로 나타나고 이에 따른 수출물가 상승으로 상품수출이 0.01% 감소하고 소득증가에 따른 상품의 수입은 상대적으로 1.18%수준으로 크게 증가하여 무역수지는 1.42% 수준 악화되는 것으로 나타나고 있다.

한편 물가상승률에 비해 실질임금이 0.54%수준으로 상대적으로 크게 증가함에 따라 연금재정수지는 0.47% 수준 개선되는 것으로 나타나고 있다.

[그림II-4] 정부소비지출 증가에 따른 파급효과 추이

(3) 정책적 시사점

지금까지 4가지 대안별 모형의 정책 시뮬레이션 분석결과를 보면, 연금재정안정을 위한 정책수단으로서의 보험요율 인상이나 소득대체율 인하, 그리고 경기안정을 위한 통화신용정책수단으로서의 콜금리인상이나 재정정책수단으로서 정부소비지출 증대 등에 의한 경기부양책 등에 따라 경제정책목표인 물가안정이나 무역수지개선, 그리고 경제성장간 상충관계(trade-off)가 있는 것으로 나타남에 따라 연금재정수지개선효과도 점진적으로 감소되는 것으로 분석되었다. 이러한 분석결과는 공적연금제도가 미성숙기에는 급여지출에 비해 보험료수입이 상대적으로 높기 때문에 연금재정안정화 대책의 일환인 보험요율 인상이나 소득대체율 인하는 경제를 위축시키는 양상을 보이지만, 연금제도가 성숙기에 접어들수록 반대현상이 나타난다는 전술한 선행연구결과와도 일치한다.

따라서 국민연금의 재정안정화 관련대책이 거시경제에 미치는 효과 그리고 경제정책의 최종 목표변수들(final target variables)간 우선순위(priority) 등을 감안하여 상호파급효과를 가능한 최소화하는 정책수단변수간 조합을 강구할 필요가 있다.   이와 관련된 예로 연금 및 경제부문 정책변수들간 조합(policy mix)에 의한 한 시나리오를 다음과 같이 구성한다. 먼저 정책목표 최우선순위로 경제성장을 고려하고, 전술한 제3절에서와 같이 정책수단(policy instruments)으로 연금재정안정을 위한 보험료율 1%p 인상 및 소득대체율을 1%p 인하, 그리고 경기진작을 위한 통화신용정책수단으로 콜금리 10% 인하 및 재정정책수단으로 정부소비지출을 10% 증대시키는 한 시나리오를 구성하고 결과를 살펴보면 아래의 그림과 같다.

) 주요 변수별 세부적인 수치는 <표부록4-5> 참조.

[그림II-5] 정책조합 파급효과 추이

먼저 GDP는 시장금리 초기하락효과가 1차년도를 기점으로 점차 줄어들고 이에 따라 고정투자 증가폭의 감소, 그리고 처분가능소득의 지속적 감소로 인해 민간소비 감소폭이 점차 증가함에 따라 1차년도 1.02%로 증가폭이 가장 크고 그 이후 증가폭이 점차 둔화되어 5차년도에는 0.22% 증가하는 것으로 나타나고 있다. 물가는  수출단가 및 임금상승이 비용 증가요인으로 작용하는 한편 총수요 증가추세를 반영하여 1차년도 0.07% 상승하나 이를 기점으로 상승폭은 지속적으로 감소되어 5차년도에는 0.003% 상승하는 것으로 나타나고 있다. 무역수지는 총수요 증가에 따른 수입증대와 수출단가 상승으로 인한 수출감소로 1차년도 -0.92%, 2차년도 -1.31%까지 감소하지만 그 이후 감소폭은 줄어들어 5차년도에는 -0.47%수준으로 나타나고 있다.

한편 연금재정수지는 보험요율 인상과 소득대체율 인하에 따라 보험료수입이 크게 증가하고 급여지출이 감소함에 따라 1차년도 1.44%, 2차년도 3.54%, 3차년도 6.12%로 개선폭이 가장 크나 그 이후 점차 둔화되어 5차년도에는 4.19%를 나타내고 있다.

III. 요약 및 정책제언

국민연금의 장기적 재정불안정은 근본적으로 보험료수준에 비하여 상대적으로 높은 급여수준을 보장하는 구조적 불균형 체계에 기인하지만, 이와 더불어 출산율 저하에 따른 인구감소, 인구구조의 급속한 고령화, 및 제도의 성숙 등은 재정악화를 더욱 가속화시키는 요인으로 작용하고 있다. 한편, 이러한 예상되는 재정불안정에 대한 그동안의 재정안정대책을 보면, 1998년 연금법 개정 시 소득대체율을 70%에서 60%로 하향 조정하였고, 연금수급연령도 2013∼2033년에 걸쳐 매5년마다 1세씩 상향조정하여 단계적으로 60세에서 65세로 조정하였다. 그러나, 이러한 재정안정대책에도 불구하고 현행제도를 그대로 유지하는 경우, 2040년대 후반 경 기금소진이 예상되는 등 제도의 지속성(sustenance)에는 여전히 미흡하여 장기적 재정안정을 위한 근본적인 대책마련의 필요성은 더욱 증대되었다.

이러한 근본적인 대책마련을 위한 방편으로 정부는 연금법 개정 시 재정계산제도를 도입하였으며, 2003년도 처음으로 이 제도가 실시되었다. 이러한 재정계산제도의 원활한 수행을 위하여 가입자, 사용자, 근로자, 정부, 및 각계 전문가 대표 등으로 구성된 국민연금발전위원회의 건의안을 바탕으로 정부는 장기재정안정 및 제도개선방안을 마련하여 국회에 제출하였으나 계류 중에 있다.

이와 관련하여 본 연구는 국민연금의 장기적 재정안정이나 제도개선을 위해 예상되는 연금관련정책수단변수들인 보험요율이나 소득대체율 등의 변화가 국민경제에 미치는 파급효과를 분석하여 정책의사결정의 논리적 근거로 활용될 수 있는 정책적 시사점을 도출하는데 그 목적이 있다. 이를 위해 연금부문과 경제부문 관련변수들간 상호인과관계를 명시적으로 구현하는 거시경제계량모형(macro-econometric model)을 구축하고, 이 모형을 이용하여 연금 및 경제관련정책변수의 변화에 따른 상호파급효과를 분석하고 정책적 시사점을 도출하였다.

먼저, 계량경제모형의 기본구조 및 특징을 살펴보면, 국민연금이나 경제정책 관련변수의 변화에 따른 상호간 동태적 파급효과분석을 위한 연간모형으로 구축되었는데, 이 모형은 케인지안의 소득-지출 접근법(income-expenditure approach)에 의한 수요중심형이지만 공급측면 역시 고려한 모형이다. 즉, GDP는 소비, 투자, 및 수출입 등 최종수요에 의해 결정되지만, 공급측면에서 실제GDP와 잠재GDP의 차이(gap)가 생산을 결정하는 가동률의 변화를 초래하여 설비투자에 영향을 미치게 하여 GDP가 영향을 받게 한다. 또한, GDP갭을 물가결정의 설명변수로 하여 물가변동을 통한 총수요의 변동이 GDP를 변화시키도록 함으로써 공급부문의 제약요인이 우회적으로 GDP에 영향을 미치는 모형이다.

본 모형의 구성을 보면 최종수요, 정부, 물가, 금융, 생산·고용·임금, 그리고 연금 등 6개 부문으로 이루어져 있으며,  방정식체계는 24개의 개별 행태방정식(behavior equation), 15개의 정의식(identity)을 포함하는 총 39개의 연립방정식체계(simultaneous equations system)로 구성되어 있다. 경제부문과 연금부문의 연결 메카니즘을 보면, 첫째 민간소비의 설명변수중의 하나인 처분가능소득을 GDP와 연금재정수지 등에 의해 설명이 되도록 하였다. 둘째, 정부재정지출은 건설투자의 주요 설명변수일 뿐만 아니라 승수효과를 통하여 GDP에 영향을 미치며, 추정기간동안  적립기금의 일부가 정부의 차입재원으로 활용되었다는 점에서 이의 확대는 재정지출을 증가시키는 요인으로 고려하여 설명변수로 설정하였다. 셋째, 물가상승률은 국민연금의 급여지출 산정에 있어서 연동기준이 되는 소비자물가상승률을 인플레이션율로 설정하였다. 넷째, 시장금리는 설비투자와 건설투자의 합으로 구성되는 민간투자와 민간저축의 차이인 민간저축 갭을 설명변수의 하나로 설정하고, 민간저축은 국민저축에서 정부저축을 차감하고 국민연금보험료수입을 더하여 내생화하였다. 다섯째, 경제부문의 처분가능소득의 설명변수인 연금보험료수입은 보험요율, 징수율, 가입자평균임금, 가입자수의 곱에 의한 항등식으로 정의되었으며, 가입자평균임금은 전 산업임금을 설명변수로 내생화되었다. 그리고 기금운용수익은 기금운용수익률과 기금투자규모의 곱으로 정의되었으며, 기금운용수익률은 주가지수변화율, 시장금리 등을 설명변수로 회귀방정식을 설정하였다. 한편, 급여지출은 소득대체율, 가입자평균임금, 수급자수의 곱에 의한 항등식으로 정의되었다.

한편 전술한 모형에 대한 타당성 및 시뮬레이션 결과를 요약하면 다음과 같다. 모형의 안정성을 검정을 위하여 역사적 시뮬레이션(historical simulation)을 이용, 자승평방근퍼센트오차(RMSE%)를 계산한 결과 GDP, 물가 등 주요 경제변수의 경우 1∼4% 내외의 안정된 수치를 보였으며, 모든 변수들의 평균값은 4% 수준으로 모형전체로서의 동태적 안정성은 높은 것으로 나타났다. 그리고 모형의 정책시뮬레이션 결과, 국민연금재정의 안정을 위한 정책수단으로서의 보험요율 인상이나 소득대체율 인하 등에 따라 GDP의 감소, 물가하락 등 경제 전반에 걸쳐 긴축효과가 나타나고 있으며 이에 따라 연금재정수지개선효과도 점진적으로 감소되는 것으로 분석되었다.

다음으로 통화신용정책수단으로서의 콜금리 인상, 정부소비지출증대에 의해서는 정책목표인 물가안정 및 무역수지개선, 그리고 경제성장간에는 통상적인 상충관계가 있는 것으로 나타났으나 연금재정수지개선에는 긍정적인 영향을 주는 것으로 분석되었다. 따라서 국민연금의 장기적 재정안정화 대책이 거시경제에 미치는 효과 및 경제정책이 연금재정에 미치는 효과, 그리고 경제정책의 최종 목표변수들(final target variables)간 정부의 우선순위(priority) 등을 감안하여 상호파급효과를 가능한 최소화하는 정책수단변수간 조합을 강구할 필요가 있다.

마지막으로 본 모형에서 정책효과분석의 정도를 높이기 위해 향후 더 보완되어야 할 것으로 다음과 같은 점을 지적할 수가 있다. 첫째, 공적연금제도도입이 실물경제에 미치는 변화 방향에 불구하고 연금, 보험 등 계약저축의 증가로 비유동자산에 비해 유동자산의 증대로 금융자산에 대한 수요가 증가함에 따라 금융시장의 발전이 심화되고, 이는 실물부문의 성장에도 긍정적으로 기여한다는 최근의 연구결과 등을 반영하여 경제 부문별 금융자산이나 금융부채, 장·단기 금융시장에 대한 분석이 가능하도록 파급메카니즘을 분석하고 금융부문을 세분화하는 것이다. 둘째, 경제개방화의 진전 등으로 금리, 환율 등 가격변수의 변동에 대해 국내경제가 상대적으로 보다 민감하게 반응하는 방향으로 움직일 것으로 예상됨에 따라 환율, 자본수지의 내생화를 도모하는 등 해외부문을 세분화하는 것이다. 셋째, 연금제도도입에 따른 국민저축의 변화가 자본스탁에 미치는 효과를 반영하는 생산함수, 잠재GDP를 내생화하는 등 생산부문을 세분화하는 것이다. 넷째, 인구고령화의 세계적인 추세에 비하여 국내 인구고령화는 상대적으로 급속한 진전이 예상됨에 인구정책변수가 경제 및 연금재정 등에 미치는 효과를 반영하는 인구부문을 모형 내에 추가하여 분석하는 것이 필요하다. 다섯째, 2003년에 최초로 시행된 국민연금재정계산에 따른 후속 조치 및 연금제도 주변여건의 변화 등을 모형의 각 부문에 가능한 충실하게 반영함으로써 본 연구의 시사점을 지속적으로 검증·보완해나가는 것이 필요하다고 보여진다.

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[부록1] 모형의 흐름도(flow chart)

[부록2] 시계열자료의 정의 및 원천

<표부록2-1> 내생변수

변수명	내용	단위	원천
BENEFIT BOND CBR CGE CONTRB CPI CPRV DPI EXC GDP GDPW ICST IME IMC INF INSURAVGY M3 NS ORA PGDP PM PNS PPI PROFIT PX FBAL RRTOTAL STOCK UR WT	국민연금급여지출 채권발행잔액 회사채유통수익률 (3년만기) 중앙정부재정지출 국민연금보험료수입 소비자물가지수 민간최종소비지출 처분가능소득 상품수출(FOB) 국내총생산 국내총생산 건설투자 설비투자 상품수입(FOB) 인플레이션율 100×(CPIt/CPIt-1-1) 가입자평균임금 총유동성 국민저축 가동률 (실질GDP/잠재GDP) GDP환가지수 수입단가지수 민간저축 생산자물가지수 국민연금기금운용수입 수출단가지수 국민연금재정수지 총 기금투자수익률 상장주식시가총액 실업률 전산업임금	경상, 10억원 경상, 10억원 % 경상, 10억원 경상, 10억원 1995=100 경상, 10억원 불변(1995), 10억원 불변(1995), 10억원 불변(1995), 10억원 경상, 10억원 불변(1995), 10억원 불변(1995), 10억원 불변(1995), 10억원 % 경상, 1000원 말잔, 10억원 경상, 10억원 % 1995=100 1995=100 경상, 10억원 1995=100 경상, 10억원 1995=100 경상, 10억원 % 경상, 10억원 % 경상, 천원	국민연금통계연보 금융통계월보 조사통계월보 조사통계월보 국민연금통계연보 조사통계월보 국민계정 국민계정 국민계정 국민계정 국민계정 국민계정 국민계정 국민계정 가공자료 국민연금통계연보 조사통계월보 국민계정 가공자료 국민계정 조사통계월보 국민계정 조사통계월보 국민연금통계연보 조사통계월보 국민연금통계연보 국민연금관리공단 금융통계월보 조사통계월보 통계청

<표부록2-2> 외생변수

변수명	내용	단위	원천
BENEFAVGMY CALLRATE CGOVT CNS COLLRATE CONTRATE DISGDP EPOP EXR EXSN GDPF IMSN INV INSURABLEY JPER LIBOR ORM OPROFIT OCOST PBC PINVEST PWMC RF SUBSRATE TINSURED TBENEFIC TOT WMC DUMMY1)	국민연금평균급여액 콜금리(익일물) 정부소비지출 정부저축 국민연금징수율 국민연금보험료율 통계적 불일치 경제활동참가인구 대미달러환율 용역수출 잠재GDP 용역수입 재고증감 기여대상소득 엔달러환율 런던은행간금리 제조업가동률지수 기타 연금수익 기타 연금지출 건축허가면적 기금투자규모 세계수입단가지수 국제금리재정변수 국민연금소득대체율 국민연금가입자수 국민연금수급자수 기타 조세수입 세계수입액 더미변수	월, 천원 % 불변(1995), 10억원 경상, 10억원 % % 불변(1995), 10억원 천명 원/$ 불변(1995), 10억원 불변(1995), 10억원 불변(1995), 10억원 불변(1995), 10억원 경상, 10억원 엔/$ % 1995=100 경상, 10억원 경상, 10억원 1000m2 경상, 10억원 1995=100 % % 천명 천명 경상, 10억원 경상, 10억달러 -	국민연금연구센터 조사통계월보 국민계정 국민계정 국민연금통계연보 가공자료 국민계정 통계청 조사통계월보 국민계정 가공자료 국민계정 국민계정 국민연금연구센터 조사통계월보 조사통계월보 조사통계월보 국민연금통계연보 국민연금통계연보 조사통계월보 국민연금관리공단 국제금융통계 IFS 가공자료 가공자료 국민연금통계연보 국민연금통계연보 조사통계월보 국제금융통계 IFS 가공자료

주 : 1) 예로 D98은 1998년 1.0, 나머지기간은 0, D0102는 2001∼2002년은 1.0, 나머지기간을         0으로 하는 더미변수임.

[부록3] 모형의 방정식체계

1. 최종수요부문

(1) 민간소비

CPRVt = 6524.7073 + 0.6808CPRVt-1 + 0.1794RDPIt + 326.3723RCBRt

(3.31)     (10.91)           (5.35)         (2.29)

+ 0.0237 RWEALTHt - 30188.3247 D98

(5.33)                 (10.79)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9994/0.9993, DW = 1.87, Q(6) = 7.11(0.3107)

단, DW = Durbin-Watson 통계량, Q = Ljung-Box의 Q통계량, 계수아래 ( )내     값은 t-통계량, Q값의 (  )내 값은 한계유의수준.

RDPIt = DPI×100/CPIt, INFt = 100×(CPIt/CPIt-1-1), RCBRt = CBRt - INFt,       RWEALTHt = (STOCKt+BONDt)×100/CPIt

(2) 처분가능소득

RDPIt  =  - 14478.7002 + 0.44474 GDPt  - 2.6982 RFBALt  + 0.5999 RDPIt-1

(2.90)       (4.71)           (2.89)             (5.97)

-  35046.7127 D98  - 12652.8845 D01

(4.05)              (2.18)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9985/0.9981, DW = 1.13, Q(6) = 9.84(0.1312)

단, RFBALt= [(CONTRBt+PROFITt+OPROFITt)-(BENEFITt+OCOSTt)]×100/CPIt

(3) 설비투자

IMEt  =  0.0970 GDPt  -  509.0602 RCBRt + 0.4826 IMEt-1 - 0.1660 IMEt-2

(7.09)            (4.27)            (5.09)           (2.03)

+ 360.4426 DORAt  + 5894.8139 D95  + 5397.8985 D96

(2.19)              (2.46)            (2.12)

- 13548.7761 D98 - 9154.1904 D01

(4.02)           (4.11)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9915/0.9877, DW = 2.07, Q(6) = 4.06(0.6685)

단, DORAt = 100×(ORAt/ORAt-1-1)

(4) 건설투자

ICSTt  =  0.1507 PBCt  +  0.1460 PBCt-1 + 0.2095 RCGEt  + 0.0158GDPt

(5.85)            (3.70)          (2.48)           (1.09)

+ 0.3309 ICSTt-1 + 2494.5901 D96  - 7426.7204 D00  -  10755.6830 D01

(2.82)            (1.38)            (2.76)              (3.76)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9970/0.9959, DW = 2.29, Q(6) = 5.08(0.5329)

단, RCGEt = CGEt×100/CPIt

(5) 상품수출

log EXCt  =  2.5929 + 0.4425 log EXCt-1 - 0.1037 log PXt  +  0.5349 log EXRt

(2.86)    (3.59)               (1.00)             (4.59)

-  0.2060 log JPERt + 0.7345 log RWMCt - 0.1056 D80 - 0.1450 D98

(2.92)              (3.81)                (1.74)       (2.11)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9974/0.9965, DW = 2.02, Q(6) = 5.71(0.4555)

단, RWMCt = WMCt×100/PWMCt

(6) 상품수입

log IMCt = - 2.3139 + 0.5101 log IMCt-1 + 0.7132 log GDPt  - 0.1735 log RPMt

(3.37)    (5.96)              (5.71)              (4.12)

+ 0.1560 D98  + 0.1468 D99 + 0.1298 D00

(2.58)         (2.75)         (2.48)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9972/0.9963, DW = 1.46, Q(6) = 3.13(0.7921)

단, RPMt = PMt×EXRt×100/CPIt

(7) 총소비지출 : TCt  =  CPRVt  +  CGOVTt

(8) 총고정투자 : IFTt  =  IMEt  +  ICSTt

(9) 총투자 : TINVTt  =  IFTt  +  INVt

(10) 총수출 : EXTt  =  EXCt  +  EXSNt

(11) 총수입 : IMTt  =  IMCt  +  IMSNt

(12) 실질GDP : GDPt  =  CPRVt  +  CGOVTt  +  IMEt  +  ICSTt + (EXCt

+ EXSNt) - (IMCt + IMSNt)  +  INVt + DISGDPt

(13) 명목GDP : GDPWt  =  GDPt×PGDPt/100

2. 재정부문

(1) 중앙정부재정지출

log RCGEt  =  0.2479 log GDPt + 0.0123 log RFBALt +  0.7117 log RCGEt-1

(5.76)             (3.74)                 (14.55)

- 0.1630 D94 + 0.1683 D95   +  0.0641 D97

(4.16)         (3.91)         (1.67)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9976/0.9971, DW = 1.75, Q(6) = 9.62(0.1412)

(2) 내국세

TINt  =  - 927.8669 + 0.5863 TINt-1 + 0.0618 GDPWt  -  4412.6343 D97

(1.15)      (3.96)          (3.45)               (1.67)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9935/0.9926, DW = 1.98, Q(6) = 9.56(0.1441)

(3) 관세

TCUSt  =  92.7906  +  0.6064 TCUSt-1  +  0.0175 IMTt +  729.3000 D87

(1.03)       (6.17)             (5.72)           (2.92)

- 526.9957 D93 - 1696.6869 D98  -  504.7373 D01

(2.11)          (5.11)             (2.33)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9879/0.9843, DW = 2.17, Q(6) = 9.63(0.1407)

(4) 총조세수입

TAXt  =  TINt + TCUSt + TOTt

3. 물가부문

(1) 인플레이션율

INFt  =  0.2087 INFt-1  -  0.1388 INFt-2  +  0.5627 DPPIt  +  0.1284 DWt

(3.19)            (2.76)           (15.93)            (3.04)

+ 0.0775 DM3t

(2.79)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9745/0.9698, DW = 2.40, Q(6) = 13.37(0.0374)

단, DPPIt = 100×(PPIt/PPIt-1 -1), DWTt = 100×(WTt/WTt-1 -1),

DM3t = 100×(DM3t/DM3t-1 -1)

(2) 소비자물가지수 : CPIt  =  CPIt-1 + INFt × CPIt-1/100

(3) 생산자물가지수

log PPIt = - 1.1021 + 0.9162 log PPIt-1 -  0.5048 log PPIt-2 + 0.1459 log WTt

(3.96)    (5.51)               (4.23)             (4.14)

+  0.1496 log PMEXRt  +  0.1471×10-5 GDPGAPt  -  0.0875 D99

(3.72)                     (3.37)                  (2.11)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9925/0.9903, DW = 1.29, Q(6) = 5.95(0.4276)

단, PMEXRt = PMt×EXRt, GDPGAPt = GDPFt - GDPt

(4) GDP환가지수

log PGDPt = 0.5176 log PGDPt-1 + 0.2004 log EXRCPIt + 0.1146 log PMt

(9.38)               (5.69)                 (3.05)

+ 0.1517 log WTt + 0.0811 D98

(9.47)            (3.44)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9989/0.9987, DW = 1.65, Q(6) = 10.42(0.1080), EXRCPIt = CPIt/EXRt

(5) 수출단가지수

log PXt  =  - 0.4346  +  0.4677 log PXt-1  +  0.3607 log PPIt

(1.77)      (5.91)                (3.79)

+  0.2672 log PWMCt  +  0.2471 D98

(3.42)                 (5.80)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9916/0.9900, DW = 1.67, Q(6) = 10.28(0.1131)

(6) 수입단가지수

log PMt  =  - 7.7766+ 1.1323 log EXRt + 1.0408 log PWMCt  - 0.1097 D86

(32.68)  (32.33)            (17.91)                (2.63)

+  0.1106 D88  +  0.1434 D89   - 0.1246 D98

(2.65)          (3.37)            (2.72)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9933/0.9913, DW = 1.71, Q(6) = 8.0111(0.2372)

4. 금융부문

(1) 명목금리

CBRt = 9.9139 + 0.4306 INFt + 0.0293 NIFTt - 2.3199 LIQt + 0.0037 RFt

(14.76)   (14.08)        (1.86)         (7.64)         (2.71)

+ 0.3018 CALLRATEt + 3.1398 D79 + 2.2702 D91  + 3.0884 D99

(5.45)                (3.99)         (3.36)         (3.67)

- 2.2375 D02

(2.31)

[eqn: rm rho] = 0.7346 (3.13)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9891/0.9818, DW = 2.69, Q(5) = 8.04(0.1537)

단, LIQt = M3t/GDPFt, RFt = DEXRt + LIBORt,

NIFTt= IMEt+ICSTt-(NSt-CNSt+DCONTRBt)×100/PGDPt]/GDPt

(2) 국민저축

RNSt  =  28213.0923 + 0.2575 GDPt + 5556.3272 D87 +  9351.1299 D88

(1.31)       (6.45)          (1.65)            (2.78)

[eqn: rm rho] = 0.9232 (11.75)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9937/0.9925, DW = 1.19, Q(5) = 7.20(0.2060)

(3) 민간저축

PNSt = (NSt - CNSt + CONTRBt)×100/PGDPt

(4) 총유동성

log RM3t  =  0.0988 log GDPt  -  0.0806 log CBRt + 1.4672 log RM3t-1

(3.74)               (2.77)             (11.19)

- 0.5458 log RM3t-2 - 0.0916 D82

(4.36)              (2.25)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9991/0.9989, DW = 1.20, Q(6) = 11.62(0.0708)

(5) 상장주식시가총액

RSTOCKt  =  0.1818 RSTOCKt-1 + 130.5586 SPIt + 11.1394 PINVETt

(4.04)               (17.80)           (4.08)

- 1274.5655 RCBRt  + 190069.6162 D99 + 62691.4850 D0102

(3.57)              (15.01)            (6.24)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9920/0.9901, DW = 1.99, Q(6) = 6.21(0.3995)

단, RSTOCKt = STOCKt×100/CPIt

(6) 채권발행잔액

RBONDt  =  1.3668 RBONDt-1  -  0.6279 RBONDt-2  +  0.0844 GDPt

(6.69)               (3.63)                 (4.02)

+  12.9790 PINVESTt  - 727.6356 RCBRt  -  12749.4547 D00

(2.90)            (2.28)              (2.09)

[eqn: rm R^2 /bar R^2]=0.9987/0.9984, DW=2.16, Q(6) = 6.54(0.3647), RBONDt = BONDt×100/CPIt

(7) 실질 민간부 : RWEALTHt = RSTOCKt + RBONDt

5. 생산, 임금 및 고용부문

(1) 가동률

DORAt = 1.2310  +  0.4376 DORAt-1  +  0.2309 DORMt  - 7.4471 D80

(2.63)      (4.11)               (2.66)           (3.40)

-  8.2985 D98  +  7.5979 D99

(3.64)          (3.44)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.8404/0.8024, DW = 1.63, Q(6) = 3.32(0.7674)

단, DORAt = 100×(ORAt/ORAt-1 - 1), DORMt = 100×(ORMt/ORMt-1 - 1)

(2) 전산업 임금상승률

DWTt = 14.2256 + 0.5784 GGDPt + 0.4477 INFt - 3.2160 URt

(2.34)    (3.39)           (2.78)        (2.32)

+ 7.5171 D89 + 10.0804 D9899

(3.17)         (2.18)

[eqn: rm rho] = 0.8267 (10.06)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9081/0.8790, DW = 2.43, Q(5) = 7.42(0.1910)

단, DWTt = 100×(WTt/WTt-1 - 1), DGDPt = 100×(GDPt/GDPt-1 - 1)

(3) 실업률

URt = 1.3870 + 0.7058 URt-1 - 0.1435 DORAt - 0.0142 DWTt  - 2.1610 D98

(5.33)    (11.23)        (7.35)           (2.03)           (5.23)

+ 1.3641 D99 - 0.7449 D00

(2.17)        (3.67)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9651/0.9546, DW = 1.94, Q(6) = 8.77(0.1866)

6. 연금부문

(1) 평균임금

INSURAVGMYt  =  437.6051 + 0.0004 WTt  + 116.2930 D97 - 202.3593 D98

(4.20)     (6.32)           (3.82)          (6.50)

[eqn: rm rho] = -0.6830 (3.39)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9870/0.9805, DW = 1.86, Q(2) = 1.96(0.3746)

(2) 총기금수익률

RRTOTALt  =  7.6355 + 0.3226 CBRt  +  0.0298 DSPIt  - 1.8565 D97

(6.29)    (3.94)           (4.72)           (2.55)

-  4.4434 D00  -  2.5778 D01

(4.79)          (3.42)

[eqn: rm R^2 /bar R^2] = 0.9726/0.9555 DW = 1.86, Q(3) = 4.43(0.2180)

(3) 연금보험료수입

RCONTRBt = [(DCONTRATEt/100)×INSURAVGMYt×12×10-6×(COLLRATEt/                  100)×(TINSUREDt×103)]×100/CPIt

(4) 기금운용수익 : RPROFITt = [(1+RRTOTALt/100)×PINVESTt]×100/CPIt

(5) 연금급여지출 : RBENEFITt = [(SUBSRATEt/100)×INSURAVGMYt×12×                                       10-6×(TBENEFICt×103)]×100/CPIt

(6) 연금재정수지

RFBALt = (RCONTRBt+ RPROFITt + ROPROFITt) - (RBENEFITt + ROCOSTt)

[부록4] 정책 시뮬레이션 결과

<표부록4-1> 보험요율이 매년 실제치보다 1%p 높았을 경우

(단위 : %, %p)

연도 변수명	1차년 (1998)	2차년 (1999)	3차년 (2000)	4차년 (2001)	5차년 (2002)	평균 (1998∼2002)
GDP(%)	-0.1138	-0.3352	-0.5601	-0.7670	-0.9156	-0.5384
민간소비(CPRV,%)	-0.2495	-0.8472	-1.5281	-2.2224	-2.8357	-1.5366
총고정투자(IFT,%)	-0.0407	-0.1419	-0.2523	-0.3926	-0.4699	-0.2595
설비투자(IME,%)	-0.1246	-0.3366	-0.5084	-0.8418	-1.0709	-0.5765
건설투자(ICST,%)	-0.0064	-0.0233	-0.0446	-0.0667	-0.0791	-0.0441
무역수지(EXTBAL,%)	0.1028	0.4060	0.8115	0.8692	1.0268	0.6433
상품수출(EXC,%)	0.0003	0.0018	0.0048	0.0091	0.0137	0.0059
상품수입(IMC,%)	-0.0825	-0.2863	-0.5545	-0.8421	-1.0970	-0.5725
처분가능소득(RDPI,%)	-1.1815	-4.0475	-4.6231	-6.2775	-6.7273	-4.5714
총유동성(RM3,%)	-0.0059	-0.0194	-0.0309	-0.0551	-0.0175	-0.0258
상장주식시가총액(RSTOCK,%)	0.0011	0.0017	0.0123	0.0196	0.0286	0.0127
채권발행잔액(RBOND,%)	-0.0142	-0.0561	-0.1219	-0.2019	-0.2752	-0.1339
정부재정지출(RCGE,%)	-0.0054	-0.0446	-0.0966	-0.2145	-0.3310	-0.1385
국민저축(RNS)	-0.0857	-0.2576	-0.4337	-0.6010	-0.7259	-0.4208
명목금리(CBR, %p)	-0.0094	-0.0268	-0.0402	-0.0533	-0.0633	-0.0386
소비자물가(CPI,%)	-0.0077	-0.0294	-0.0530	-0.0740	-0.0897	-0.0508
수출물가지수(PX,%)	-0.0035	-0.0163	-0.0389	-0.0670	-0.0936	-0.0439
전산업임금(RWT,%)	-0.0599	-0.1863	-0.3205	-0.4482	-0.5430	-0.3117
실업률(UR,%p)	0.0009	0.0028	0.0042	0.0052	0.0053	0.0037
연금재정수지(RFBAL,%)	1.8565	3.4874	6.1847	3.7004	4.0637	3.8586
평균임금(INSURAVGMY,%)	-0.0317	-0.1247	-0.2163	-0.3055	-0.3760	-0.2109
총기금수익률(RRTOTAL,%p)	-0.0030	-0.0086	-0.0129	-0.0171	-0.0204	-0.0125

<표부록4-2> 소득대체율이 매년 실제치보다 1%p 낮았을 경우

(단위 : %, %p)

연도 변수명	1차년 (1998)	2차년 (1999)	3차년 (2000)	4차년 (2001)	5차년 (2002)	평균 (1998∼2002)
GDP(%)	-0.0206	-0.0400	-0.0535	-0.0648	-0.0728	-0.0504
민간소비(CPRV,%)	-0.0452	-0.1021	-0.1485	-0.1910	-0.2290	-0.1432
총고정투자(IFT,%)	-0.0073	-0.0179	-0.0254	-0.0341	-0.0378	-0.0246
설비투자(IME,%)	-0.0225	-0.0426	-0.0511	-0.0730	-0.0859	-0.0551
건설투자(ICST,%)	-0.0011	-0.0029	-0.0045	-0.0059	-0.0065	-0.0042
무역수지(EXTBAL,%)	0.0186	0.0522	0.0847	0.0794	0.0865	0.0643
상품수출(EXC,%)	0.0000	0.0002	0.0005	0.0009	0.0012	0.0006
상품수입(IMC,%)	-0.0149	-0.0367	-0.0577	-0.0767	-0.0923	-0.0557
처분가능소득(RDPI,%)	-0.2140	-0.4242	-0.3821	-0.4739	-0.5014	-0.3992
총유동성(RM3,%)	-0.0010	-0.0030	-0.0048	-0.0074	-0.0051	-0.0043
상장주식시가총액(RSTOCK,%)	0.0002	0.0003	0.0015	0.0019	0.0024	0.0012
채권발행잔액(RBOND,%)	-0.0025	-0.0076	-0.0138	-0.0198	-0.0244	-0.0137
정부재정지출(RCGE,%)	-0.0009	-0.0072	-0.0139	-0.0231	-0.0310	-0.0153
국민저축(RNS)	-0.0155	-0.0307	-0.0414	-0.0508	-0.0577	-0.0393
명목금리(CBR, %p)	-0.0017	-0.0030	-0.0035	-0.0041	-0.0048	-0.0034
소비자물가(CPI,%)	-0.0014	-0.0035	-0.0049	-0.0060	-0.0069	-0.0045
수출물가지수(PX,%)	-0.0006	-0.0022	-0.0043	-0.0063	-0.0079	-0.0043
전산업임금(RWT,%)	-0.0108	-0.0220	-0.0303	-0.0376	-0.0430	-0.0288
실업률(UR,%p)	0.0001	0.0003	0.0003	0.0003	0.0003	0.0003
연금재정수지(RFBAL,%)	0.3363	0.2701	0.3635	0.2310	0.2866	0.2975
평균임금(INSURAVGMY,%)	-0.0057	-0.0147	-0.0204	-0.0256	-0.0296	-0.0193
총기금수익률(RRTOTAL,%p)	-0.0005	-0.0009	-0.0011	-0.0013	-0.0015	-0.0011

<표부록4-3> 콜금리가 매년 실제치보다 10% 증가하였을 경우

(단위 : %, %p)

연도 변수명	1차년 (1998)	2차년 (1999)	3차년 (2000)	4차년 (2001)	5차년 (2002)	평균 (1998∼2002)
GDP(%)	-0.0826	-0.1003	-0.1110	-0.1245	-0.1332	-0.1104
민간소비(CPRV,%)	-0.0538	-0.1553	-0.2434	-0.3155	-0.3719	-0.2280
총고정투자(IFT,%)	-0.2335	-0.2090	-0.1596	-0.1531	-0.1419	-0.1795
설비투자(IME,%)	-0.7928	-0.5389	-0.3438	-0.3473	-0.3407	-0.4727
건설투자(ICST,%)	-0.0046	-0.0080	-0.0103	-0.0122	-0.0126	-0.0095
무역수지(EXTBAL,%)	0.0746	0.1474	0.1965	0.1647	0.1671	0.1501
상품수출(EXC,%)	0.0002	0.0008	0.0015	0.0020	0.0024	0.0014
상품수입(IMC,%)	-0.0599	-0.1036	-0.1337	-0.1589	-0.1781	-0.1269
처분가능소득(RDPI,%)	-0.5846	-0.7976	-0.7396	-0.8629	-0.8598	-0.7689
총유동성(RM3,%)	-0.2554	-0.5005	-0.7818	-1.0210	-1.3295	-0.7777
상장주식시가총액(RSTOCK,%)	-0.5011	-0.0768	-0.1329	-0.0941	-0.0790	-0.1768
채권발행잔액(RBOND,%)	-0.1432	-0.2202	-0.2491	-0.2417	-0.2075	-0.2124
정부재정지출(RCGE,%)	-0.0096	-0.0280	-0.0387	-0.0539	-0.0662	-0.0393
국민저축(RNS)	-0.0622	-0.0771	-0.0860	-0.0976	-0.1056	-0.0857
명목금리(CBR, %p)	0.4461	0.1408	0.1451	0.1320	0.1169	0.1962
소비자물가(CPI,%)	-0.0056	-0.0087	-0.0096	-0.0107	-0.0118	-0.0093
수출물가지수(PX,%)	-0.0025	-0.0069	-0.0109	-0.0135	-0.0149	-0.0097
전산업임금(RWT,%)	-0.0435	-0.0542	-0.0620	-0.0712	-0.0773	-0.0617
실업률(UR,%p)	0.0006	0.0006	0.0006	0.0005	0.0005	0.0006
연금재정수지(RFBAL,%)	0.8832	0.2941	0.7168	0.3613	0.4192	0.5350
평균임금(INSURAVGMY,%)	-0.0230	-0.0364	-0.0415	-0.0479	-0.0529	-0.0404
총기금수익률(RRTOTAL,%p)	0.1439	0.0454	0.0468	0.0426	0.0377	0.0633

<표부록4-4> 정부소비지출이 매년 실제치보다 10% 증가하였을 경우

(단위 : %, %p)

연도 변수명	1차년 (1998)	2차년 (1999)	3차년 (2000)	4차년 (2001)	5차년 (2002)	평균 (1998∼2002)
GDP(%)	1.0605	0.9818	0.9536	0.9885	1.0089	0.9987
민간소비(CPRV,%)	0.1242	0.3107	0.4967	0.6852	0.8463	0.4927
총고정투자(IFT,%)	0.3801	0.5207	0.5017	0.5393	0.5317	0.4948
설비투자(IME,%)	1.1621	1.2372	1.0021	1.1378	1.1929	1.1466
건설투자(ICST,%)	0.0601	0.0838	0.0960	0.1051	0.1018	0.0894
무역수지(EXTBAL,%)	-0.9566	-1.5773	-1.8550	-1.4156	-1.3441	-1.4298
상품수출(EXC,%)	-0.0034	-0.0095	-0.0154	-0.0191	-0.0203	-0.0136
상품수입(IMC,%)	0.7679	1.1080	1.2602	1.3630	1.4380	1.1860
처분가능소득(RDPI,%)	0.5620	1.2499	1.2777	1.7100	1.8044	1.3208
총유동성(RM3,%)	0.0553	0.1304	0.1971	0.2570	0.2343	0.1749
상장주식시가총액(RSTOCK,%)	-0.0101	-0.0154	-0.0457	-0.0380	-0.0378	-0.0294
채권발행잔액(RBOND,%)	0.1328	0.2657	0.3585	0.4099	0.4171	0.3168
정부재정지출(RCGE,%)	0.2677	0.4377	0.5556	0.6451	0.7158	0.5244
국민저축(RNS)	0.7988	0.7545	0.7384	0.7746	0.7999	0.7733
명목금리(CBR, %p)	0.0871	0.0569	0.0470	0.0561	0.0629	0.0621
소비자물가(CPI,%)	0.0724	0.0854	0.0764	0.0767	0.0809	0.0784
수출물가지수(PX,%)	0.0331	0.0778	0.1083	0.1182	0.1152	0.0906
전산업임금(RWT,%)	0.5583	0.5224	0.5235	0.5541	0.5718	0.5461
실업률(UR,%p)	-0.0086	-0.0057	-0.0039	-0.0032	-0.0026	-0.0048
연금재정수지(RFBAL,%)	0.4686	0.3405	0.6324	0.3865	0.5373	0.4731
평균임금(INSURAVGMY,%)	0.2958	0.3516	0.3478	0.3695	0.3884	0.3507
총기금수익률(RRTOAL,%)	0.0281	0.0183	0.0151	0.0181	0.0203	0.0200

<표부록4-5> 보험료율, 소득대체율, 정부소비지출, 및 콜금리가 각각  매년 실제치

보다 1%p 인상, 1%p 인하, 10% 증가, 10% 인하하였을 경우

(단위 : %, %p)

연도 변수명	1차년 (1998)	2차년 (1999)	3차년 (2000)	4차년 (2001)	5차년 (2002)	평균 (1998∼2002)
GDP(%)	1.0291	0.7460	0.5031	0.3441	0.2243	0.5694
민간소비(CPRV,%)	-0.0721	-0.3835	-0.7926	-1.2286	-1.6267	-0.8208
총고정투자(IFT,%)	0.5728	0.5873	0.4081	0.2983	0.2018	0.4137
설비투자(IME,%)	1.8289	1.4390	0.8357	0.6403	0.4587	1.0408
건설투자(ICST,%)	0.0584	0.0683	0.0614	0.0501	0.0347	0.0546
무역수지(EXTBAL,%)	-0.9282	-1.3172	-1.2360	-0.7061	-0.4781	-0.9332
상품수출(EXC,%)	-0.0033	-0.0085	-0.0121	-0.0121	-0.0092	-0.0090
상품수입(IMC,%)	0.7451	0.9243	0.8365	0.6747	0.5047	0.7371
처분가능소득(RDPI,%)	-0.0379	-2.0120	-2.6205	-3.7255	-4.0869	-2.4966
총유동성(RM3,%)	0.3120	0.6252	0.9707	1.2537	1.5897	0.9503
상장주식시가총액(RSTOCK,%)	0.4920	0.0631	0.0992	0.0754	0.0693	0.1598
채권발행잔액(RBOND,%)	0.2618	0.4296	0.4853	0.4488	0.3482	0.3948
정부재정지출(RCGE,%)	0.2720	0.4217	0.4988	0.4860	0.4526	0.4263
국민저축(RNS)	0.7751	0.5733	0.3895	0.2696	0.1778	0.4371
명목금리(CBR, %p)	-0.3684	-0.1104	-0.1378	-0.1283	-0.1163	-0.1723
소비자물가(CPI,%)	0.0703	0.0648	0.0333	0.0139	0.0035	0.0372
수출물가지수(PX,%)	0.0321	0.0684	0.0804	0.0651	0.0370	0.0566
전산업임금(RWT,%)	0.5418	0.3904	0.2653	0.1778	0.1070	0.2965
실업률(UR,%p)	-0.0083	-0.0035	-0.0002	0.0013	0.0021	-0.0017
연금재정수지(RFBAL,%)	1.4469	3.5447	6.1220	3.7399	4.1996	3.8107
평균임금(INSURAVGMY,%)	0.2869	0.2633	0.1731	0.1122	0.0657	0.1803
총기금수익률(RRTOTAL,%p)	-0.1188	-0.0356	-0.0444	-0.0414	-0.0375	-0.0556