중국 위안화 절상 전망과 파급효과 및 대응방안
제6장 위안화 절상의 효과 분석 101
I. 중국의 거시경제에 미치는 효과
중국정부는 기본적으로 위안화 실질가치가 상승을 하는 것을 원하지 않는 것으로 보인다. 위안화의 실질가치가 상승하면 외국 재에 비해 국내재의 상대가격이 상승하여 수출이 감소하고 수입 이 증가되는 지출전환정책 효과(expenditure-switching effect)가 발 생된다고 생각하기 때문이다. 이로 인해 중국은 경제성장이 위축 되고 고용확대가 둔화되며, 일본이 90년대에 경험한 것과 같은 장 기침체에 빠질 가능성도 있다는 것이다. 따라서 중국정부는 위안 화 가치의 절상보다는 자본통제의 완화, 이자율 인상 및 지불준비 금율의 조정과 같은 정책 등을 통해서 대내외 불균형 문제를 해 결하고자 하고 있다.
그러나 기존의 연구에 따르면 개도국 통화의 실질가치의 상승 이 해당국 경제의 침체로 연결될 것인가는 분명하지 않다. 표준적 인 이론에 의하면 일국 통화의 대외실질가치 상승은 경기 침체를 유발할 가능성이 높다. 하지만 일련의 연구자들이 통화 가치 하락 이 경기침체를 유발(contractionary devaluation)한다는 사례를 발견 하였다(Kamin and Rogers, 2000; Frankel, 2005 등). 이들에 따르면 개 도국 통화의 실질가치가 상승하면 해당국 경제를 침체시키기보다 는 오히려 부양시킨다는 것이다. 예를 들어 실질잔고효과나 실질 부효과 및 소득재분배효과 그리고 중간재 수입가격의 하락 등으 로 실질통화가치의 상승이 경제활동을 활발하게 한다는 것이다.
즉 실질통화가치가 상승하면 물가가 하락하여 실질잔고와 실질부 가 증대되어 지출이 증가되고 그로 인해 경기가 활성화된다는 것 이다. 소득이 저축성향이 높은 경제주체에서 낮은 주체로 재분배 되어 지출이 증가되고 그로 인해 경기가 활성화된다는 것이다.51)
102 중국 위안화 절상 전망과 파급효과 및 대응방안
중국의 경우에도 연구결과가 상충되고 있다. VAR모형을 사용 한 Shi(2006)와 Hsing and Hsieh(2005)는 위안화의 실질가치가 상 승하면 중국의 경제성장률이 낮아진다는 결과를 얻었다. 하지만 SVAR 모형을 사용한 Mehrotra(2007)은 위안화 실질가치가 상승 하면 중국경제 성장률이 상승한다는 결과를 얻었다. 이들 연구는 거시경제변수들 간의 장기관계인 공적분 관계를 고려하지 않은 문제점이 있다.
본 연구에서는 공적분 검정을 하고 이를 바탕으로 다음의 VECM모형을 사용해서 위안화 실질가치의 상승이 중국거시경제 에 미치는 효과를 분석하였다. VECM모형에서 사용되는 내생변 수는 실질GDP, 대출이자율, 실질실효환율, 인플레이션율, 예산 /GDP 및 세계 GDP이다.
추정기간은 1990～2006년이고 연간 자료를 사용하였다. GDP 대비 정부 예산 데이터는 IFS에서 구하였고, 나머지 데이터는 세 계은행의 WDI에서 구하여 사용하였다. AIC방법으로 시차값은 1 로 선택하여 사용하였다.
검정법으로 단위근 검정을 하였는데 모든 변수에서 단위 근의 존재를 기각할 수 없었다. Johansen의 Trace 공적분 검정법 으로 공적분 검정을 한 결과가 <표 6-1>에 요약되어 있다. 5%의 유의수준에서 공적분 수가 최대 4개라는 귀무가설은 기각할 수 없고, 공적분의 수가 최대 5개라는 귀무가설은 기각되었다. 따라 서 공적분이 존재하는 것으로 보고 오차수정모형을 추정하였다.
51) Moreno(1999)는 외환위기 시 동아시아 6개국의 경우를, Berument and Pasaogullari(2003)는 터키의 경우를 실증분석하여 통화 가치의 하락이 경기침체 를 유발했다는 결과를 얻었다.
제6장 위안화 절상의 효과 분석 103
이를 사용해서 충격반응함수를 추정하였는데 실질환율과 이자율 의 변화가 내생변수에 미치는 효과가 <그림 6-2>에 요약되어 있 다.52) 위안화 실질실효환율이 상승(one S.D. innovation)하면 중국의 GDP는 -0.1까지 하락하는 반면 대출이자율이 상승(one S.D. in-novation)하면 중국의 GDP는 -0.02만큼 하락하는 것으로 나타났 다. 또한 실질실효환율의 상승은 중국의 인플레이션율을 하락시 키지만 이자율의 상승은 인플레이션율을 상승시키는 것으로 나타 났다.
이러한 결과는 다음과 같이 두 가지 측면에서 정책적인 시사점 이 크다고 볼 수 있다. 첫째, 위안화의 실질가치가 상승하면 중국 경제를 침체시킨다는 것(contractionary appreciation)을 확실하게 입 증하는 것으로 보인다. 둘째, 이자율 인상으로 인한 경기안정 효 과는 매우 낮은 것으로 나타났다. 셋째, 최근 중국정부가 이자율 인상으로 경상수지 흑자와 경기과열을 해소하려고 노력하고 있는 데 그 성과가 제한적이라는 것이다.
<표 6-1> 공적분 검정 결과
가설 Trace 검정 통계치 -값
203.64 0.000
111.74 0.000
73.16 0.000
42.15 0.001
13.58 0.095
1.84 0.174
52) 충격반응함수는 변수 배열순서와 관계없는 방법인 Pesaran and Shin(1998)의 generalized impulse 법을 사용하였다.
104 중국 위안화 절상 전망과 파급효과 및 대응방안
<그림 6-1> 중국 거시경제 변수의 추이
6 7 8 9 10
1980 1985 1990 1995 2000 2005
LNGDP
4.0 4.4 4.8 5.2 5.6 6.0
1980 1985 1990 1995 2000 2005
LNR EER
30.4 30.6 30.8 31.0 31.2 31.4
1980 1985 1990 1995 2000 2005
LNWGD P 4
6 8 10 12 14
1980 1985 1990 1995 2000 2005
Interest rate
-.05 -.04 -.03 -.02 -.01 .00 .01
1980 1985 1990 1995 2000 2005
Budget/GD P
-5 0 5 10 15 20 25
1980 1985 1990 1995 2000 2005
Inflation
제6장 위안화 절상의 효과 분석 105
<그림 6-2> 충격반응함수 추정치
-.12 -.08 -.04 .00
2 4 6 8 1 0 1 2 1 4 1 6 18 20 Response of LNG DP to LN REER
-.12 -.08 -.04 .00
2 4 6 8 1 0 1 2 1 4 1 6 1 8 2 0 Response of LNG DP to R
-.0 06 -.0 04 -.0 02 .0 00 .0 02
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of BD GD P to LNR EER
-.00 6 -.00 4 -.00 2 .00 0 .00 2
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 R esponse of BDG DP to R
.00 .05 .10 .15 .20
2 4 6 8 1 0 1 2 1 4 1 6 18 20 R esponse of LNR EER to LN REER
.00 .05 .10 .15 .20
2 4 6 8 1 0 1 2 1 4 1 6 1 8 2 0 Response of LNR EER to R
-1.0 -0.5 0.0 0.5
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of R to LN REE R
-1.0 -0.5 0.0 0.5
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of R to R
-3 -2 -1 0 1 2
2 4 6 8 1 0 1 2 1 4 1 6 18 20 Response of D P to LNR EER
-3 -2 -1 0 1 2
2 4 6 8 1 0 1 2 1 4 1 6 1 8 2 0 R esponse of D P to R
-.01 00 -.00 75 -.00 50 -.00 25 .00 00 .00 25 .00 50
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of LNWG DP to LN REE R
-.010 0 -.007 5 -.005 0 -.002 5 .000 0 .002 5 .005 0
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 Response of LN WGD P to R
Resp on se t o Ge ne ra liz ed O ne S. D. I nn ov ati on s
106 중국 위안화 절상 전망과 파급효과 및 대응방안
II. 동아시아 통화 가치에 미치는 효과
2005년 7월 위안화 환율제도의 변화 이후 위안화가 동아시아 통화 가치 결정에서 역할이 증대되고 있다는 주장이 제기되고 있 다. 대표적인 연구로는 Colavecchico and Funke(2007), Greenway et al(2006) Yam(2007) 및 Shu et al.(2007) 등이 있다. Yam(2007)은 위안화 가치가 달러화에 대해서 크게 상승하면 아시아 국가의 통 화 가치가 크게 영향을 받는다는 사실을 지적하였다. Shu et al.(2007)는 Frankel and Wei(1994)의 방법을 사용해서 2005년 7월 이후 달러화 가치와 독립적인 위안화 가치의 변동이 아시아 통화 가치에 영향을 미친다는 사실을 발견하였다. 하지만 위안화 대 달 러화 환율의 변동이 제한적이기 때문에 위안화의 아시아 통화 가 치에 대한 영향이 제약되고 있다는 점도 강조하였다. 그러나 중국 경제의 영향력이 증대되고 있기 때문에 아시아 통화 가치의 결정 에서 위안화의 역할이 증대될 것이라고 전망하였다.
본 연구에서는 Frankel and Wei(1994)의 방법을 사용해서 위안 화의 아시아 통화에 대한 영향을 평가하고자 한다. <그림 6-3>에 서 확인할 수 있는 것처럼 2005년 7월 이후 위안화 가치는 달러화 에 대해서 지속적으로 상승하였다. 이 기간 동안 한국의 원화, 필 리핀 페소화, 싱가포르 달러화 및 태국 바트화의 가치도 추세적으 로 상승하였다.
종속변수를 동아시아 통화/스위스프랑 환율의 변동률로 하고 설명변수를 달러, 엔, 유로 및 위안화의 대스위스프랑 환율의 변 동률을 사용하여 위안화 가치가 동아시아 통화 가치에 미치는 효 과를 일별 데이터를 사용해서 분석하였다. <표 6-2>에서 확인할 수 있는 것처럼 2005년 7월 이후 위안화 가치는 한국 원화와 싱가
제6장 위안화 절상의 효과 분석 107
<그림 6-3> 동아시아 환율의 추이: 2005. 7～2007. 11
7.2 7.4 7.6 7.8 8.0 8.2 8.4
06M01 06M07 07M01 07M07 CNY
7.74 7.76 7.78 7.80 7.82 7.84
06M01 06M07 07M01 07M07 HKD
8,500 9,000 9,500 10,000 10,500 11,000
06M01 06M07 07M01 07M07 IDR
880 920 960 1,000 1,040 1,080
06M01 06M07 07M01 07M07 KRW
3.3 3.4 3.5 3.6 3.7 3.8 3.9
06M01 06M07 07M01 07M07 M YR
40 44 48 52 56 60
06M01 06M07 07M01 07M07 PHP
1.40 1.45 1.50 1.55 1.60 1.65 1.70 1.75
06M01 06M07 07M01 07M07 SGD
28 32 36 40 44
06M01 06M07 07M01 07M07 T HB
31.0 31.5 32.0 32.5 33.0 33.5 34.0
06M01 06M07 07M01 07M07 T WD
포르달러화의 가치에 유의적으로 영향을 미친 것으로 나타났다.
즉 한국 원화의 경우 위안화의 가치가 1% 상승하면 원화의 가치 도 0.4926% 상승하는 것으로 나타나서 동아시아 통화 중 원화 가 치가 위안화 가치에 의해 가장 크게 영향을 받은 것으로 나타났 다.
Frankel and Wei(1994)의 방법은 비교적 용이하게 한 통화가 다 른 통화에 미치는 효과를 추정할 수 있지만, 동아시아 통화 가치 가 위안화 가치에 영향을 미치는 경우 simultaneity bias 문제가 존재하게 된다. Shu et al.(2007)은 Hausman 검정법을 이용해서 검정을 했는데 위안화가 외생적인 성격을 보유하고 있기 때문에 simultaneity bias 문제가 없다는 결과를 얻었다.
108 중국 위안화 절상 전망과 파급효과 및 대응방안
<표 6-2> Frankel-Wei 회귀식의 추정 결과: 2005. 7. 4～2007. 11. 30
구 분
한국 원화
-0.0000 (0.821)
0.2727 (0.157)
0.0710 (0. 164)
0. 3916* (0.000)
0.4926* (0.016) 0.60 홍콩
달러
0.0000 (0.517)
0.9636* (0.000)
0.0067* (0. 048)
0. 0014 (0.873)
0.0268
(0.053) 0.99 인도네시아
루피아
0.0000 (0.826)
0.6712* (0.000)
0.0305 (0. 587)
0. 6135* (0.000)
0.0654
(0.699) 0.34 말레이시아
링깃
-0.0000 (0.331)
0.6833* (0.000)
-0.0238 (0. 289)
0. 3274* (0.000)
0.2085
(0.130) 0.81 필리핀
페소
-0.0003* (0.015)
0.5909* (0.000)
0.0233 (0. 505)
0. 3240* (0.002)
0.2904
(0.051) 0.67 싱가포르
달러
-0.0000 (0.574)
0.0776 (0.633)
0.1093* (0. 000)
0. 5023* (0.000)
0.5581* (0.001) 0.81 대만
달러
0.0000 (0.412)
0.7296* (0.005)
0.0549 (0. 075)
0. 1593* (0.010)
0.1393
(0.399) 0.79 태국
바트
-0.0003 (0.110)
0.4830 (0.113)
0.1390 (0. 062)
0. 2573 (0.114)
0.2727
(0.355) 0.32 주: ( ) 안은 -값을 나타내고, *는 5%에서 유의한 경우를 나타냄.
Chow et al.(2007)은 simultaneity bias 문제를 극복하기 위해서 VAR모형을 사용하였는데, 본 연구에서도 VAR모형을 추정하여 위안화의 원화에 대한 영향력을 확인하였다.
원, 달러, 엔, 유로 및 위안의 대스위스프랑 환율의 변동률을 내 생변수로 사용해서 VAR을 추정하였는데, 이를 바탕으로 충격반 응함수를 추정한 것이 <그림 6-4>에 나타나 있다.53) 위안화와 달러화의 가치 변동이 원화 가치 변동에 미치는 크기가 거의 동
53) 충격반응함수의 추정법으로는 변수의 배열순서에 따라 영향을 받지 않는 방법인 Generalized impulses 방법을 사용하였다.
제6장 위안화 절상의 효과 분석 109
일한 것으로 나타났고, 유로화와 엔화는 영향력이 낮은 것으로 나 타났다. 이러한 결과로 볼 때 위안화 가치가 상승하면 원화 가치 도 상당한 정도 상승할 것이라고 예상된다.
<그림 6-4> 충격반응함수 추정치
-. 002 . 000 . 002 . 004 . 006 . 008
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
R es po nse of D KR W to D CNY
-. 002 . 000 . 002 . 004 . 006 . 008
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
R es pon se o f D KR W to DE UR
-. 002 . 000 . 002 . 004 . 006 . 008
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
R es pon se o f D KR W to DU SD
-. 002 . 000 . 002 . 004 . 006 . 008
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
R es pon se o f D KR W to D JPY
-. 002 . 000 . 002 . 004 . 006 . 008
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
R es pon se o f D KR W to DKR W
Response to Generaliz ed One S.D. Innovations ± 2 S. E.
위안화 가치가 동아시아 통화에 미치는 효과를 시간에 따라 변 동하도록 kalman filter를 사용해서 추정해서 위의 결과의 타당성 을 간접적으로 확인하였다.
110 중국 위안화 절상 전망과 파급효과 및 대응방안
여기서 라고 가정하였다. 의 추정치가 <그림
6-5>에 나타나 있고 추정치의 평균값 등이 <표 6-3>에 나타나 있다. 평균치로 볼 때 한국의 경우가 0.9633으로 가장 높고 다음 이 대만으로 0.8393이다. 이 결과는 2005년 7월 이후 동아시아 통 화 가치 중 원화 가치가 위안화 가치에 의해 가장 크게 영향을 받 은 것으로 볼 수 있는데 이는 앞의 결과와 일치한다고 하겠다.
<표 6-3> 의 추정치 평균과 표준편차
구 분 홍콩 인도네시아 한국 말레이시아 필리핀 싱가포르 태국 대만
평균 0.0004 0.2611 0.9633 0.3126 0.3854 0.0406 0. 1700 0.8393 최대값 0.5575 4.7564 3.7643 4.0503 5.6245 4.1827 7. 2968 5.6711 최소값 -0.4810 -5.3649 -3.6030 -4.1893 -3.6092 -3.4103 -9. 3193 -2.0151 표준편차 0.1254 1.7993 1.2106 1.1926 1.5258 1.2394 1. 9400 1.3649
<그림 6-5> 의 추정치 추이
-.6 -.4 -.2 .0 .2 .4 .6
06M01 06M07 07M01 07M07 Hon g Kon g
-6 -4 -2 0 2 4 6
06M01 06M07 07M01 07M07 I nd on esia
-4 -2 0 2 4
06M01 06M07 07M01 07M07 Ko re a
-6 -4 -2 0 2 4 6
06M01 06M07 07M01 07M07 M al aysia
-4 -2 0 2 4 6
06M01 06M07 07M01 07M07 Phi lip pi ne
-4 -2 0 2 4 6
06M01 06M07 07M01 07M07 Sin ga po re
-12 -8 -4 0 4 8
06M01 06M07 07M01 07M07 T ha ila n d
-4 -2 0 2 4 6
06M01 06M07 07M01 07M07 T ai wan
제6장 위안화 절상의 효과 분석 111
III. 우리나라의 수출에 미치는 효과
중국은 우리나라의 최대 수출국으로 향후 수출시장으로서 중국 의 중요성은 더욱 확대될 전망이다. 그동안 중국의 수출이 동아시 아 국가들의 수출을 구축할 것이라는 우려가 있었지만, 중국의 수 출이 우리나라의 수출을 증가시키도록 작용했다는 실증분석 결과 를 발표한 연구가 존재하고 있다(Eichengreen et al. 2007). 이러한 연 구들은 동아시아에 생산 네트워크가 존재하여 한국, 일본 및 대만 등이 중국이나 동남아시아 국가에 자본재와 중간재를 수출하고 중국이나 동남아시아 국가들은 이를 가공하여 미국 등에 수출한 다는 것이다. 이러한 생산관계가 작동한다면 중국의 수출증가는 우리나라의 수출을 구축하는 것이 아니라 오히려 증가시킨 것으 로 작용하게 된다. <그림 6-6>에서 확인할 수 있는 것처럼 우리 나라의 중국에 대한 수출에서 소비재의 비중은 10% 정도로 낮고 자본재와 중간재가 40～50%를 차지하고 있는데 이는 중국의 수 출과 우리나라의 수출과의 관계를 분석할 때 반드시 고려해야 할 사항이다.54)
본 연구에서는 위안화 가치의 변동이 우리나라의 수출에 미치 는 경로를 크게 두 개로 구분하여 분석하고자 한다. 첫 번째는 중 국에 대한 수출이고, 두 번째는 미국 등 제3국에 대한 수출이다.
먼저 중국에 대한 직접수출에 위안화 가치 상승이 미치는 효과 는 주로 직접효과와 중국의 수출 감소로 인한 간접효과로 구분해 서 생각할 수 있다. 위안화 가치변동에 따른 대중국 수출의 민감 도가 소비재, 중간재 및 자본재 수출에 따라 상이할 수 있기 때문
54) 본 연구에서는 UN Comtrade에서 데이터를 구해서 Eichengreen et al. 2007의 방 법으로 소비재, 중간재 및 자본재의 수출을 구하였다.