4. 가계의 자산규모, 실물자산 비중, 주식투자와 화폐환상
화폐환상이 가계의 자산 규모와 그 구성에 어떤 영향을 미치는지 확인하기 위해 응답자 가구의 순자산 규모(로그 변환한 ‘총자산-총부채’, lnnetworth)와 총자산 중 실물자산 비중(Real_asset_share)을 종속변수로 하고, 화폐환상과 여타 인구통계적 속성 등을 설명변수로 하여 회귀분석을 하였다.
가구주가 아닌 응답자도 있는 만큼, 가계의 재무적인 의사결정에 어느 정도 혹은 주도적으로 관여한다고 응답한 샘플(83.8%)에 한하여 분석을 하였으며, 또한 서울 거주자와 지방 거주자 간의 자산격차가 큰 점을 고려하여, 서울-지방을 나누어 분석하였다.
Stephens and Tyran은 화폐환상이 클수록 인플레이션을 고려한 최적의 자산배분을 이뤄내지 못할 가능성이 크며, 실제로 화폐환상이 큰 덴마크 가계의 연평균 투자수익률이 낮다고 보고한 바 있다.
그러나 서울 거주자의 경우 화폐환상이 약하게나마 가구 순자산에 플러스(화폐환상이 클수록 순자산도 많음)의 영향을 미치는 것으로 나타나는 등 상이한 결과도 나왔다.
한편 가구의 총자산 중 실물자산 비중을 종속변수로 두었을 때는, Stephens and Tyran (2016)의 결과(화폐환상이 클수록 실물자산 비중 적음)와는 달리, 화폐환상은 별다른 설명력이 없었다.
OLS 이외에 Zero-one inflated beta (ZOIB) 모형을 추정한 경우에도 결과는 비슷하였으며, 종속변수를 주택보유여부(Ownhouse)로 두고 Probit 모델을 추정한 경우에도, 화폐환상은 별다른 설명력이 없었다.