〈Table 2〉의 2SLS 확률효과 추정량에서 과잉식별 제약 검정통계량은 모형(1)의 경우 0.958, 모형(2)는 0.073으로까지 하락하여 2SLS 집단 간 추정량에 비해  -값이 크게 상승하는 등 사용한 도구변수가 유효함을 확인할 수 있었다.
그리고 모형(1)과 (2)에 대한 소비증가율 제곱항에 대한 추정치는 각각 2.597, 1.046으로 나타나 통계적으로 유의하였다.
이에 해당 추정치의 2배인 상대적 신중도도 통계적으로 유의하며, 그 수치가 5.194, 2.092로 계산되었다.
이는 우리나라 가계가 미래의 불확실성에 대비하여 현재소비를 줄여 미래소비를 보완하려는 예비적 저축 동기를 가지고 있음을 실증적으로 보여주는 근거라 하겠다.
한편, Lee and Sawada(2006)는 최초 소득이 절대값 기준 2.147~2.435의 크기로 소비증가율에 통계적으로 유의한 음(-)의 영향을 미치고 있음을 보여주었다.
이러한 결과는 본 연구에서도 나타났는데, 결국 설문조사 시 최초 소득이 높은 고소득층(또는 고소득 코호트)일수록 소비증가율이 크지 않음을 보여주는 결과에 해당한다.
그럼에도 〈Table 2〉에 나타난 추정계수 크기(절대값 기준)는 Lee and Sawada보다는 크지 않았다.
이외에도 일시소득 개념인 비경상소득이 많을 경우 소비증가율이 높아졌는데, 이는 일시소득이 주로 현재소비보다는 미래소비에 기여한 것으로 해석해 볼 수 있다.
비소비지출은 현재소비를 제약하는 요소로 볼 수 있으므로 소비증가율과 양(+)의 관계가 나타난 것으로 보인다.