화폐유통속도 및 이와 관련된 변수들의 단위근(Unit Root) 검정을 실시한 결과 가 <표 10>에 제시되어 있다. 먼저, 화폐유통속도는 ADF(Augmented Dickey-Fuller) 검정에 대해서는 단위근을 가지는 것으로 나타났으나, PP(Phillips-Perron) 검정에서는 1% 유의수준에서 단위근이 없는 것으로 나타 나서 검정방법에 따라 상반된 결과를 드러냈다. 그리고 인플레이션율은 ADF 및 PP 검정방법에서 모두 단위근이 있는 것으로 나타났다. 그리고, 실질소득은 ADF 검정 및 상수항의 PP 검정에서는 단위근이 있는 것으로나 드러났으나, 상수항 및 추세를 포함하는 PP 검정에서는 단위근이 1% 유의수준에서 없는 것으로 나타났다. 그리고, 금융기관의 발달정도를 나타내는 변수(C/M2)는 ADF 검증 및 상수항의 PP 검정에서는 단위근이 있는 것으로나 드러났으나, 상수항 및 추세를 포함하는 PP 검정에서는 truncation lag에 따라 단위근이 5% 및 1%의 유의수준에서 없는 것으로 나타났다.
<표 10> 단위근 검정
변 수 V2 π GDP C/M2 ADF, 상수항
k = 4 k = 8
-0.66 -0.14
-1.84 -1.56
-0.37 -0.25
-0.56 -0.46 ADF, 상수항과 추세
k = 4 k = 8
-2.57 -2.19
-2.52 -3.19*
-2.54 -2.49
-2.54 -2.36 PP, 상수항
k = 4 k = 8
- 4. 6 5* * * -5.38***
-2.30 -2.29
-0.80 -0.79
-1.19 -1.24 PP,상수항과 추세
k = 4 k = 8
-8.51***
-9.47***
-2.70 -2.67
-10.29***
-10.86***
-3.89**
-4.17***
주 1) 1971:1-1996:2 까지의 분기별자료로서, 인플레이션율(π)를 제외한 모든 변수는 자연로그를 취한 값이다.
주 2) ADF, 상수항은△yt= μ +ρyt - 1+∑k
s=1γs△yt -s에서 Ηo:ρ = 0를 검정한 통계량이
고, ADF, 상수항과 추새는 △yt= μ+ τt+ ρyt -1+ ∑
k
s=1γs△yt -s에서 Ηo: ρ = 0를 검정한 통계량이다. 그리고, PP, 상수항은 △yt=μ+ρyt - 1에서 Ηo: ρ = 0를 표 준편차를 조정하여 검정한 통계량이고, PP, 상수항 과 추세는
△yt= μ+τ t+ρ yt - 1에서 Ηo:ρ = 0를 표준편차를 조정하여 검정한 통계량이다.
주 3) k는 ADF검정의 경우에는 회귀방정식의 시차항의 최고차수를, PP검정의 경우에 는 잔차항의 Newey-West조정을 위한 truncation lag의 최고차수를 나타낸다.
주 4) MacKinnon(1991)의 임계치에 따라 ***: 1%에서 유의, **: 5%에서 유의, *:
10%에서 유의.
위의 단위근 검정에서 밝혀졌듯이 분석의 대상이 되는 대부분의 변수들이 정 상적인(stationary) 변수라고 단정하기 어렵기 때문에 비정상적인 (non-statinary) 변수간의 장기적이고 안정적인 관계를 찾아낼 수 있는 공적분 관계에 대한 분석이 필요하다.
이를 위하여 Johansen공적분 검정을 실시하였다. <표 11>에 제시된 검정결과 에 따르면, r(co-integrating vector) = 0라는 귀무가설은 트레이스 검정(trace test)과 최대특성근 검정(maximal eigenvalue test) 모두에서 5% 유의수준에서 기각되었다. 그러나, 공적분 벡터가 1, 2, 3인 가설은 모두 트레이스 검정과 최 대특성근 검정에서 기각되지 않았다. 따라서, 화폐유통속도와 여타변수간에는 몇 개인지는 단정할 수 없으나, 적어도 하나 이상의 공적분 벡터를 가진 것으 로 나타났다.
<표 11> Johansen 공적분 검정
r λ trace(r) 임계치(5%) λ max(r,r+1) 임계치(5%) 0 55.84** 53.35 31.13** 28.17 1 24.71 35.07 17.27 21.89 2 7.44 20.17 7.39 15.75 3 0.05 9.09 0.05 9.09
주1) 각 변수는 평균과 선형추세를 가지는 반면, 공적분관계식은 절편만을 가지는 경 우를 상정함.
주2) r은 귀무가설에서 가정한 공적분 벡터의 개수를 의미함.
주3) 임계치는 Johansen and Juselius(1990)에서 인용
주4) **는 유의수준 5%에서 귀무가설을 기각
각 변수들은 비정상적(non-stationary)이고, 이들간에 공적분관계가 있다는 사 실이 밝혀졌으므로, 화폐유통속도에 관한 추정은 Park(1992)에 의하여 개발된 CCR(Canonical Cointegrating Regression)추정방법을 채택하였다. 이를 이용한 추정결과는 <표 12>에 제시되어 있다.
추정결과는 이론적인 예상과 부합되게 나타나고 있다. 실질소득의 증가는 화폐 유통속도를 감소시킨다는 유효한 추정결과를 제시하고 있다. 이는 실질소득의 증가가 소비자들의 실질화폐수요을 증가시키기 때문인 것으로 유추할 수 있다.
한편, 실질소득에 대한 추정계수가 (-)로 나왔다는 사실은 화폐의 소득탄력성 이 1보다 크다는 것을 의미한다. 이는 Friedman & Schwartz(1963)가 주장하였 듯이 화폐가 사치재(luxury goods)에 속한다는 점을 본 추정결과는 뒷받침해 준다고 말할 수 있다. 이에 반해 예상인플레이션율의 증가와 금융기관발달지체 ( s의 대용변수로서 화폐량 대비 민간현금보유액을 사용하였는 바, 이 비율이 높을수록 민간의 현금보유비중이 높아서 금융기관이용율이 낮음을 의미함)는 화폐유통속도를 증가시키는 것으로 드러났다. 그 이유는 이들 요인들이 화폐수 요을 감소시키는 역할을 하기 때문인 것으로 생각된다.
<표 12> CCR 추정
추정식: Vt= α1+α2
Y
t+α3πet+α4s
tα1 α2 α3 α4 H(0,1) 1.272*** -0.118** 0.128 0.158 4.084 (0.288) (0.047) (0.210) (0.154) (0.043) 주1) 계수 밑의 ( )는 표준편차를 나타냄.
주2) ***, **는 각각 1%, 5% 유의수준을 나타냄.
주3) H(0,1)은 CCR 추정식이 공적분관계(deterministic conitergration restric -tion)를 가진다는 귀무가설을 검정하는 χ2통계치임. ( )안의 수치는 p-값임.