생산성증가율 둔화에 따른 금리 하락과 이에 따른
시장구조의 변화가능성에 대한 연구
1)김진웅
2) 요약 본 연구는 저금리 현상과 관련하여 다음의 두 가지 연구목적을 가지고 있다. 첫 번째 연구목적은 Ramsey(1928)이론에 따라 “생산성 증가율 둔화는 가계의 소비감소(저축증가)로 이어지고 이로 인해 자본의 실질수익률 둔화 즉 실질 이자율 감소로 귀결된다.”라는 연구가설 1을 검정하는 것 이며, 둘째는 이자율 하락으로 인한 시장구조 변화 가능성을 살펴보기 위해 Liu, Mian, and Sufi(2019)에 따라 “(저금리 환경에서) 이자율 하락에 따라 선도기업의 시장가치는 후발기업의 시 장가치에 비해 상대적으로 더욱 증가한다.”라는 연구가설 2를 검정하는 것이다. 첫 번째 검정에 서는 동태적으로 생산성 증가율 둔화가 유의적인 소비감소를 나타내면서 금리 하락에 유의적인 영향을 주는 것으로 나타나 전통적인 인과경로가 성립하는 것으로 분석되었다. 두 번째 검정에 서는 이자율 하락으로 후발기업에 비해 선도기업이 추가적인 주가상승을 경험하는 것으로 나타나 저금리 발생과 지속으로 인하여 시장구조의 변화가능성이 존재하는 것으로 분석되었다. 주요용어 : 저금리, 생산성, 비대칭성, 충격반응함수, 패널분석1. 서론
본 연구는 2000년대 이후 한국에서 지속적으로 나타나고 있는 저금리 현상에 주목 하고 있다. 구체적으로는 저금리 현상이 Ramsey(1928)의 이론에 따라 생산성 증가율 둔화에 따른 소비-저축 대체효과로 인한 유의적인 현상인지 살펴본 이후, 저금리로 인해 전반적인 시장구조가 변화할 가능성에 대해서도 검증해 보고자 한다. <그림 1.1>과 같이 저금리 현상은 2000년대부터 지속적으로 나타나고 있는데, 예 컨대 3년물 국채금리를 기준으로 2000년 1월 약 9%대를 보인 후 하락하여 2001년 8월 이후에는 4%대로 떨어졌고, 이후에도 지속적인 하락세를 보여 2020년 12월 현재 1%를 밑도는 0.97%(월평균 기준)를 나타내고 있다. 이같이 명목이자율의 하락세 속에 실질 이자율(=명목이자율-물가상승률) 역시 하향추세를 나타내고 있으며, 2015년 이후의 소폭 상승세는 명목이자율인 국채금리의 상승 보다는 물가상승률 저하에 더욱 기인하는 현상 이다. 한편 Ramsey(1928)이론에서 저금리의 원인으로 언급하고 있는 생산성 증가율의 추이는 <그림 1.2>와 같이 2000년 이후 하락추세를 보이고 있으며. 이에 따라 실질이 자율 역시 함께 하락하는 형태를 나타내고 있다. 1) 이 논문은 동아대학교 교내연구비 지원에 의하여 연구되었음.출처: 한국은행, ECOS <그림 1.1> 이자율 및 물가상승률 추이 출처: 한국은행, ECOS <그림 1.2> 생산성 증가율 및 실질이자율 추이 Ramsey(1928)에 의하면 생산성 둔화로 가계는 미래에 소득이 감소할 것으로 예상 하게 되고 이에 따라 소비감소 및 저축증가의 조정을 하게 되는데, 이때 저축증가는 투자증가로 이어지므로 종전에 비해 낮은 실질수익률을 제공하는 투자대안에도 투자할 수 있게 되면서 전체 실질이자율이 감소하는 구조를 보이게 된다.3)
한편 실질이자율 감소로 인해 벌어지는 경제적 효과에 대해서는 가계의 소비와 투 자와 같은 거시경제적 분석보다는 관점을 전환하여 기업 측면에서의 효과에 집중하여 살펴보고자 한다. 이같이 기업 측면에서 관심을 가지려는 이유는 그동안 전통적인 경 제학 이론에서는 기업 간 역량 즉 경쟁력의 차이를 크게 고려하지 않고 단순히 금리 인하가 투자를 진작시키고 경제성장을 유도한다는 측면에서의 효과에 주목하는 경향이 있다. 만약 기업 간에 역량 차이가 존재한다면 낮은 금리 상황에서도 자금조달 및 시 장지배력 경쟁에 대한 태도에 차이가 발생할 것이며 이것이 시장구조와 나아가 경제 전반의 성장 추세에도 영향을 미칠 수 있기 때문이다. 다시 말하면, 금리하락으로 인 하여 기업의 자금조달 비용이 줄어들면서 기업은 투자여력이 늘어나게 되고 이는 곧 경기회복 그리고 생산성증대로 이어질 가능성이 있다. 그러나 저금리 상황에서는 시 장이 독점적 경쟁구조로 이행되면서 저금리의 경기회복효과를 잠식하게 되고 오히려 생산성 증가율이 둔화되는 단계로 나타날 수 있다(Liu, Mian, and Sufi, 2019). 따라서 본 연구에서는 금리하락 상황이 지속되면서 선도기업과 후발기업 간의 기업가치에 비 대칭성이 나타나는지 확인하고자 한다. 이에 따라 본 연구의 목적은 첫째 생산성 증가율 둔화에 따른 소비위축 그리고 금 리하락으로 이어지는 동태적인 인과구조를 검정하는 것이며, 둘째 저금리에 따라 기 업측면의 반응으로 시장구조가 변화할 가능성이 있는지 검정하는 것이다. 이어지는 본문의 구성은 다음과 같다. 제 2장에서는 선행연구를 살펴보며, 제 3장에서는 연구가설 및 실증분석 방법을 설명하고, 제 4장에서는 실증분석에 사용하는 데이터를 설명하며, 제 5장에서는 실증분석 결과를 제시한다. 마지막으로 제 6장에서는 결론과 한계점 및 의의를 제공한다.
2. 선행연구 및 이론적 기반
본 장에서는 생산성증가율 둔화와 저금리 간의 관계에 대한 선행연구들을 살펴본다. 특히 저금리의 원인으로서의 생산성 증가율 둔화에 대해 주목하고 있으며 이후 금리 하락 및 저금리 상황 지속으로 인해 시장에서 독점적 경쟁구조로 이행할 가능성이 있 는지 살펴보게 된다. 2.1 저금리 추세의 원인에 관한 선행연구 먼저 생산성증가율 둔화에 따른 저금리 현상에 주목하는 연구들은 다음과 같다. 기본적으로 Ramsey(1928)의 전통적인 경제학 모형을 들 수 있는데, Romer(2006)의 Chapter 2에 그 구체적인 내용이 나타나 있다. 생산성증가율 둔화 추세가 지속된다면, 소비평활화(consumption smoothing)를 추구하는 가계는 미래소득이 낮아질 것을 예 3) 이태열(2020)은 잠재성장률 지속 하락현상으로 인하여 경기회복과 상관없이 고질적인 저성장 및 저금리현상이 이어질 가능성을 제기하였음.상하게 되고 미래소득 감소에 대비하기 위해 현재의 소비를 감소시키고 저축을 높이게 된다. 저축은 투자로 연결되며 기본적으로 투자의 순서는 실질수익률이 높은 투자대 안부터 낮은 투자대안 순으로 순차적으로 이루어지게 된다. 따라서 가계는 증가된 저 축자금을 이용하여 (과거보다) 더욱 낮은 실질수익률을 제공하는 투자처까지 투자대 상을 확대하게 되므로, 이같은 작용은 결국 경제의 실질이자율을 낮추는 힘으로 작용 한다. 이러한 점에 관심을 가진 최근 연구는 Council of Economic Advisor(2015), Rachael and Smith(2015), Lunsford(2017), Lunsford and West(2018) 등을 들 수 있다. 또한 조동철·성명기(2004)는 한국에서 자본생산성 및 실질이자율이 1970-80년대에 걸쳐 장기 하락추세에 있는 현상을 보다 근본적인 소위 「신고전파적 수렴이론(Neoclassical Convergence)」으로 진단하였다.
Rachel and Smith(2015)는 과거 30여 년간 선진국 및 개도국을 포함하여 전 세계 적으로 장기실질이자율이 약 450bp가량 하락하는 동조현상에 대해서 공통적인 요인 (common driver)에 주목하였다. 이들은 이같은 추세변동(secular trend)의 주요 요인을 세계적인 저성장세로 주목하였고 보다 세부적으로는 소비-투자 간 선호변화가 더욱 중요한 근본 요인인 것으로 규명하고 있다. 이러한 선호변화 과정에서 성장과 이자율 간의 경로에 대한 이론적 근거로 Ramsey(1928)의 이론적 배경을 들고 있다.4) 또한 그동안 인구학적 요인 등으로 인해 세계적인 저축행태에 변화가 발생한 것과 자본의 상대가격 하락 및 낮은 공공투자 등으로 인하여 바람직한 투자수준 자체가 하락한 경제 환경적인 요인이 함께 작용하여 지속적인 금리하락을 유발한 것으로 분석하였다.
또한 최근 Lunsford and West(2018)는 장기적 상관분석을 통하여 실질이자율과 30여개의 변수들 간의 관계를 살펴보았는데 이 관계가 소비-투자 간 선호변화와 연관 하여 실질이자율에 다양하게 영향을 미치고 있음을 주장하였다. 특히 Lunsford(2017) 에서와 동일하게 생산성증가율과 실질이자율 간에 음(-)의 상관관계를 지니고 있다고 전통적인 경제이론을 반박하면서, 이 원인으로 다양한 변수들이 혼합된 관계(mixed relationship)를 가지고 있기 때문이라고 주장한 바 있다. 이는 전통이론에서 주장한 생산성에서 실질이자율로 이어지는 양(+)의 상관성을 부정한 것으로 볼 수 있었으며 이에 따라 본 연구에서 두 변수 간 인과성에 대해 연구가설을 설정하여 실증적으로 검정하고자 한다. 2.2 저금리로 인한 경제적 영향에 대한 연구 금리하락은 가계부채를 증가시키는 효과가 있는 동시에 소비도 증가시킬 수 있는데, 선행연구들에 나타난 이들 관계는 박춘성(2017)에서 다음과 같이 정리되고 있다. 첫째, 장기적인 저금리 상황하에서 가계부채가 가계의 유동성 증가를 통해 소비를 증가시키는 영향을 줄 수 있으며(김현정·김우영, 2009; 최남진·주동헌, 2016; 황진영·이선호, 2015), 둘째, 금리상승(하락)은 기존 부채에 대한 상환 부담을 증가(하락)시키고 이는 소비감소 (증가) 및 주택수요 감소(증가)를 통해 주택가격을 하락(상승)시키게 되며 이는 음(양)의
소득효과 및 LTV제약에 따른 차입 감소(증가)로 이어져 결국 다시 소비감소(증가) 및 주택수요감소(증가)로 이어지는 순환을 갖는다(Kiyotaki and Moore, 1997; Iacoviello, 2005). 반면, 노진호(2005)에 따르면 금리하락으로 인한 가계부채 증가는 소비를 위축시킬 수 있는데 이는 가계의 자산 중 금융자산에 비해 주식자산의 비중이 상대적으로 낮은 경우 저금리로 인한 주식상승의 소득증대효과를 넘어서기 때문에 가시화된다. Lombardi et al.(2017)에 따르면 1990-2015년 간 54개국 자료를 이용하여 일반적인 경우 단기적으로는 가계부채가 소비를 증가시키는 효과를 갖고 있으나, 장기적으로는 성장을 저해하는 것으로 발표한 바 있다. 이와 연관하여 실제 미국의 경우 2000년대 초반 닷 컴버블붕괴로 2001년 경기위축이 발생하고 이로 인해 미국 연방 준비 은행이 기준금 리를 대폭 인하하여 2002년 1월에 1.75%를 보인 뒤 2003년 11월에는 1%로 조정하는 저금리정책을 펼쳤었다. 이러한 저금리 기조 속에 미국 주택시장성장 및 과열양상이 나타나게 되면서 저금리정책을 중단하고 기준금리가 2007년 7월까지 5.26%로 꾸준히 상승하였고 결국 주택시장 거품이 붕괴되면서 금융부실화가 일어나는 계기가 된 바 있다.5) 한편 James(2016)는 저금리의 부정적 효과들을 직접적으로 제시하였는데 첫째는 저금리로 인해 발생하는 자동화설비의 노동 대체 현상으로 경제 전반의 성장둔화, 둘 째는 은퇴자 소비감소, 셋째는 예금소득 감소에 대비한 저축증가, 넷째 저금리로 인한 예대 마진 축소에 대응하여 금융기관이 위험자산에 투자함에 따라 금융시스템 불안정 초래 등을 들 수 있다. 강종구(2017)는 2000년대 이후 가계부채의 소비에 미치는 긍정 적인 효과는 축소되는 반면 부정적인 효과는 확대되는 추세에 있다고 강조하면서 금 리하락은 이같은 부정적 효과를 저지하는 방향으로 작용하였다고 분석하였다.6) 이상에서 보이는 저금리의 경제적 영향에 대한 연구들이 주로 시장의 수요측면 또는 거시경제적인 측면에서 주목한 것과는 달리, 본 연구에서는 다음과 같이 공급측면으로 관점을 전환하여 시장구조변화 가능성에도 주목하고자 한다. 금리하락 및 저금리의 효과를 살펴본 Liu, Mian, and Sufi(2019)는 시장의 공급측면 즉 기업측면에서 발생할 수 있는 현상에 주목하였다. 이들은 만약 경쟁적 시장 구조에서는, 즉 기업 간 생산성 격차가 상대적으로 작은 경우, 금리 인하로 선도기업과 후발기업 간 상대적으로 기업 가치의 격차가 축소되는 효과가 발생하지만, 기업 간 생산성 격차가 확대되어 시장구 조가 독점적(경쟁) 구조인 경우에서는 금리 인하로 선도기업과 후발기업 간에 시장가 치의 격차가 확대될 수 있다고 이론적 및 실증적 연구결과를 제시하였다. 전자의 경 우에 대해서는 선도기업과 후발기업 간의 생산성 격차가 상대적으로 작기 때문에 두 기업군이 저금리로 인한 투자증대와 생산성 확대를 동일하게 경험하게 되면서 상대적 으로 생산성 격차가 축소되면서 선도기업이 시장 지배력을 확대 또는 유지하지 못하고 결국 시장이 더욱 경쟁적인 구조로 바뀔 수 있다. 그러나 후자의 경우에서는 상대적 으로 높은 생산력과 시장지배력을 지닌 선도기업과 후발기업의 투자 간의 격차가 커 5) 또한 기본적으로 전세가격, 가계부채, 경제 불확실성, 그리고 직업 불안정성 증대에 따라 소 비가 위축되는 효과가 나타난다(김진웅·노영진, 2017). 6) 금리상승으로 인한 가계부채의 신용위험에 대한 연구는 박연우·허석균(2017)을 참고하며, 금 리상승이 금융건전성에 미치는 영향에 연구는 박연우·방두완(2011), 이동걸 외(2014) 등을 참고.
지게 되고 이 결과 양 기업군 간의 생산성 격차가 더욱 확대되는 부정적인 효과가 발 생한다. 이러한 결과를 미루어 볼 때, 오랜 시간 지속된 저금리 환경 속에서 기술혁신에 성공한 기존 선도기업을 중심으로 독점적 경쟁시장 구조로 변화될 가능성을 제시하였다. 이러한 독점적 경쟁시장구조에서는 장기적으로 구조적인 생산성 정체현상이 발생할 수 있는데, 비록 저금리 상황이라고 하더라도 선도기업이 시장지배력 확대를 위해 충 분한 추가적인 노력 즉 투자를 확대하지 않을 수 있기 때문이다. 이와 관련하여 저금리 시기에 기업 간 생산성 격차가 증가했음을 나타내는 연구들이 나타나고 있는데 다음과 같다. Berlingieri, Blanchenary and Criscuolo(2017)은 2000년 이후 OECD 16개국을 대상으로 기업자료를 이용하여 (선도 및 후발)기업 간 생산성 격차 확대된 현상은 산업 간 격차보다는 산업 내 기업 간 생산성의 격차확대가 뚜렷 하다고 보았다. Andrews, Criscuolo, and Gal(2016)은 2000년대 들어 글로벌 선도기업과 후발기업 간의 생산성 격차가 확대되어왔다고 밝히면서, 이는 혁신이 정체된 산업에서 뚜렷하게 나타나고 있음을 보였다. Gutierrez and Philippon(2017)은 집중화된 시장에서 투자가 급격히 둔화하는 경향이 있으며 기업 간 투자격차도 커진다고 주장하였다. 또한, 최창호·이종호·함건(2018)은 2000년 이후 한국에서 선도기업과 후행기업 간에 생산성 격차가 커지고 있음을 보이면서 이러한 현상의 원인으로 첫째, 선도기업의 글로벌화, 디지털화 등으로 기술우위가 강화된 것을 들었고, 둘째, 신규기업 진입 및 한계기업 퇴출 약화 등으로 후행기업의 생산성이 정체된 것을 들고 있다.
3. 연구가설 및 연구방법
본 장에서는 생산성증가율 둔화에 따른 저금리현상 및 저금리로 인한 시장구조의 변화 가능성에 대해 각각 연구가설을 설정하고, 가설별 검정방법 및 그 의미를 설명 한다. 3.1 연구가설 1 첫 번째로 관심을 가지는 연구가설은 Ramsey(1928)에 따라 다음과 같이 설정한다. 연구가설 1: 생산성 증가율 둔화는 가계의 소비감소(저축증가)로 이어지고 이로 인해 자본의 실질수익률 둔화 즉 실질 이자율 감소로 귀결된다. 2000년 이후 한국 경제에서 동 이론에 부합하게 움직이는지 확인하기 위하여 시계열 모형을 적용하여 검증한다. 생산성 증가율과 소비감소(저축 이어서 투자 증가) 그리고 실질이자율로 이어지는 경로를 모두 포함하여 살펴보기 위하여 생산성 증가율 충격에 대한 내생변수들의 반응을 살펴보기로 한다. 이때 저축은 결국 투자로 이어지게 되지만 즉각적인 당기 인과 가능성 보다는 시차를 두고 발생한다고 가정한다.7) 본 연구에서 사용하는 시계열 모형은 SVAR모형으로 이는 VAR모형을 추정할 때미리 설정된 당기인과성 제약을 내재하여 SVAR모형으로 전환한 후 생산성 변화율 하락 충격에 대해 내생변수인 소비와 투자 그리고 이자율의 동태적인 반응을 살피는 데에 사용된다. 구체적으로 살펴보면, 4변량 1계 차분 VAR모형을 추정한 뒤 잔차항 간에 존재하는 당기인과성(contemporaneous causation) 제약을 Ramsey(1928)에 따라 부여하여 잔차항의 직교화 과정을 거친 후 충격반응함수를 분석한다.
(3.1) where,
, 단, 는 4변량으로 이루어진 내생변수 벡터( )이며, 생산성 증가율(), 소비 (), 투자( ), 실질이자율()의 1계차분 변수로 구성된다.8) 는 추정식의 잔차항 벡터(∼ ), 는 구조적 교란항(∼ ), 그리고 는 구조계수행렬이다. 구조계수행렬( )을 설정하여 내생변수의 잔차항(residual, ) 간에 존재하는 상호 연관성을 상호독립적인 구조적 교란항(structural disturbance, )으로 직교화 (orthogonalization)하는 과정을 거치게 된다. 이때 잔차항에 존재하는 당기인과 가능성 제약을 부여하여 직교화하는 과정에서 구조계수행렬을 설정하는 방식 중 가장 흔하게 사용하는 방법이 촐레스키(Cholesky) 방식(Sims, 1980)이며, 이는 VAR모형의 내생변수 순서대로 당기인과관계가 존재한다는 즉 구조계수행렬이 하방삼각행렬(lower-triangular matrix)인 제약을 반영하는 방식이다. 이때 내생변수가 축차적 순서로 당기인과성 관 계가 모두 연결되므로 이는 완전식별방법이라고 알려져 있다. 동 방법의 연장선상에 있지만 변수의 당기인과순서에 대한 경직성을 완화하기 위해 초기 충격이 발생한 변 수가 당기인과순서의 가장 상위에 있다는 가정을 부여한 일반적 충격반응함수 (Generalized Impulse Response Function)분석(Pesaran and Shin, 1998)도 같은 부류로 간주할 수 있다. 이와는 달리, 본 연구에서는 경제이론에 따라 구조계수행렬의 형태를 가정하는 구조적 벡터자기회귀모형(SVAR, Structural Vector Autoregression) 방식을 사용하고 있으며, 이는 Bernanke(1986), Sims(1986) 이후 많은 연구에 사용된 방식이다. 이는 완전식별가능한 촐레스키방식과 달리 구조계수행렬에 경제이론 또는 잔차항의 내재 인과성을 제약으로 부여하기 때문에 흔히 과대식별(over-identification) 방법의 직교화 방법으로 분류된다. 7) 물론 항구적인 변화가 아니고 일시적인 변화이므로 위상도 분석에서는 정상상태의 영구적 이동 보다는 일시적인 조정의 형태로 이해할 수 있다(Romer, 2006). 8) 이들은 모두 차분한 근거는 변수 간 안정성 결과가 섞여있기 때문이며, 향후 충격반응함수 분석시 차분이전의 변수상태로 환원하기 위해 일관적으로 적용한 것임.3.2 연구가설 2
두 번째 연구가설은 Liu, Mian, and Sufi(2019)의 「비대칭 가치평가 반응(Asymmetric valuation responses)」이론이 한국 시장에서도 나타나는지 그 증거를 찾기 위함이다. 이에 따라 연구가설 2를 다음과 같이 설정하였다. 연구가설 2: (저금리 환경에서) 이자율 하락에 따라 선도기업의 시장가치는 후발기 업의 시장가치에 비해 상대적으로 더욱 증가한다. 이들 연구 Proposition 2(p.28)에 따르면, 저금리하의 정상상태에서 (영구적인) 이자율 하락에 대한 선도기업 및 후발기업의 시장가치 반응을 다음과 같이 이론적으로 도출 하였다. ln and ln ln 이는 이자율의 하락( )에 대하여 선도기업의 시장가치가 상승( )하는 반면 후발기업의 시장가치는 하락( )한다는 것을 나타내고 있다. 또한 따라서 만약 기대하지 못한 이자율 하락이 발생하는 경우, 선도기업은 후발기업에 비해 시장가치 평가 이득(valuation gain)을 획득한다는 비대칭 현상을 의미한다. 이후 이들은 ‘시장 가치 변동’의 대리변수로 ‘주식 가격 변화율’을 사용하여 해당 가설을 검증하였다.
본 연구에서도 Liu, Mian, and Sufi(2019)의 아이디어에 따라 기업 자료를 이용하여 분석할 기본 모형을 다음과 같은 추정 식으로 구성하였고, 이를 통해 이자율 하락 시 (선도기업과 후발기업 간의) 주가수익에 비대칭 반응이 유의적인지 검정한다. (3.2) 단, 첨자 는 각각 기업 , 산업 , 그리고 연도 를 나타내고 있다. 변수 은 주 식의 가격 변화율을 나타내며 주식가격의 로그차분으로 사용한다. 는 해당 산업() 에서 선도기업인 경우 1을 값을 그렇지 않은 후발기업의 경우 0의 값을 부여한 더미 변수이다. 는 주식가격 변동을 설명하는 기본적인 변수들의 벡터로 자기자본이익률 ( )과 자기자본비율( )을 포함하였으며9) 는 2009년 글로벌 금융위기 더미 변수와 2010년 해당 위기 회복 기저효과를 측정하기 위한 더미변수들로 구성하였다. 마지막으로 는 각 기업 의 개별특성효과(individual characteristic effect)를 나타내며 는 잔차항이다.
9) 연구를 위해 부채비율(debt ratio), 주가수익비율(PER), 주가순자산비율(PBR)등의 변수들도 포함하여 고려하였으나 유의성이 확보되지 않아 결과발표에서는 제외하였음.
연구가설 2를 검정함에 있어서 주목하는 변수는 의 부호와 그 유의성 여부이다. 즉 이 유의적인 음(-)의 값을 나타낸다면, 이는 금리 하락 시( ) 선도기업인 경우( ) 후발기업에 비해 추가적으로 주식가격이 상승했음을 나타내게 된다. 이자율 적용에 있어서 명목이자율과 실질이자율 두 가지 모두 사용함으로써 저금리 상황에서 이자율 하락의 결과 선도기업과 후발기업에 비대칭적인 주식가격 반응이 나 타나는지 확인하게 된다. 연구가설이 성립하는 경우, 저금리상황의 지속은 시장에서 선도기업이 후발기업에 비해 추가적인 가치평가이익을 얻은 상황이 해소되지 않기 때 문에 시장구조의 독점적 경쟁화로 연계될 가능성이 존재한다고 할 수 있을 것이다.
4. 데이터
본 연구에서 사용하는 자료는 거시적 자료 및 기업별 자료 두 가지 형태로 이루어져 있다. 첫 번째 거시자료는 생산성증가율 감소가 소비/저축의 대체과정을 통해 저금리 현상에 영향을 주었는지 연구가설 1을 검정하기 위해 설정하는 기본 자료로 <표 4.1>에 변수들을 제시하였다. 기본적으로 생산성( )은 실질 GDP( )를 노동자 수 ( )로 나눈 노동생산성에 자연 로그10)를 취한 값이며, 생산성 증가율()은 생산성의 차분 값( )으로 사용한다. 소비() 및 투자( )는 실질소비지출(민간)과 실질고 정자본형성(민간)의 로그 값으로 사용하는데, 가계의 경우 실질소비지출은 분기별 자 료가 이용 가능하지만 실질고정자본형성의 경우 연간자료만 이용 가능할 뿐 본 연구 에서 적용하는 분기 자료는 이용가능하지 않기 때문이다.11) 실질이자율()은 대표 시 장금리로 사용한 국채 금리(3년물)에서 물가(GDP 디플레이터)의 연간 상승률을 차감 하여 사용하였다. 기본적으로 각 거시자료는 X12 ARIMA방식의 계절조정을 시행한 후 사용하였다. <표 4.1> 거시적 자료 변수명 설명 분기자료 출처 실질 GDP(십억원) 1999, 1/4 - 2019, 4/4 한국은행 취업자 수 (천명) 통계청 GDP 디플레이터(2015=100) 통계청 국채 금리 (3년물) 한국은행 실질 민간소비지출(십억원) 한국은행 실질 가계소비지출(십억원) 한국은행 실질 민간고정자본형성(십억원) 한국은행 10) 이하 로그는 자연로그를 지칭함. 11) 이러한 이유로 인하여 이후 실증분석에서는 소비와 고정자본형성 자료 적용에 있어서 “가계” 대신 “민간”부문의 자료를 기본으로 설정하고 사용하였음. 그러나 기본모형의 강건성을 점 검하기 위하여, 민간부문의 고정자본형성을 사용하면서도 가계부문의 소비지출을 이용하여 추가적으로 분석하였고 이 결과는 역시 기본모형(민간소비, 민간고정자본형성)의 결과와 일 관적이었음.두 번째인 기업별 자료는 금리저하현상이 시장에서 선도기업과 후발기업 간의 비 대칭 현상을 유발할 수 있는지 연구가설 2를 점검하기 위해 KIS-Value에서 추출한 1999-2019년 기간의 879개 상장기업 연간자료로 <표 4.2>에서 변수들을 설명하고 있다. 기본적으로 원 데이터에서는 21개 산업분류법을 사용하고 있으나, 일부 산업에서는 포함되는 기업이 존재하지 않으며12), 5개 미만의 기업만이 존재하는 산업도 흔히 발 견할 수 있다. 따라서 산업분류를 조정하여, 제조업, 전기가스수도 및 환경재생산업, 그리고 서비스업으로 재분류하여 사용하기로 한다. 이같이 산업분류를 조정한 이유는 각 산업별 선도기업을 시가총액 기준 상위 20%를 적용하여 더미변수를 구성할 때 산업 내 기업 수를 일정 정도 이상으로 확보하기 위함이다. <표 4.2> 기업별 자료 변수명 설명 연간자료 출처
자기자본순이익률(ROE: Return on Equity)
1999-2019 KIS-Value
자기자본비율(Own Equity Ratio)
주식 시가총액(Market Capitalization)
주가(Stock Price)
주가수익비율(Price to Earnings Ratio)
주식수익률이 이자율에 영향을 받는 것에 주목한 연구이지만, 기업수익과 안정성이 주식수익률에 영향을 준다는 기본적인 내용을 반영하기 위해 자기자본순이익률 ( )과 자기자본비율( )을 설명변수로 함께 설정하였다.
5. 실증분석 결과
5.1 거시자료를 이용한 연구가설1 검정 연구가설 1을 검정하기 위하여 4개의 내생변수로 구성된 다변량 시계열분석 (multivariate time-series analysis)을 통한 충격반응분석을 시도하였다. 즉 한국의 2000년 1분기부터 2019년 4분까지의 분기별 거시자료를 이용하여 생산성 증가율의 감 소가 소비-저축 선호변화를 통해 금리를 낮추는 유의적인 동태적 효과를 보이는지 살 펴본다.사용하는 변수들의 안정성에 대한 ADF(Augmented Dickey-Fuller), PP(Phillips-Perron), 그리고 KPSS(Kwiatkowski–Phillips–Schmidt–Shin) 단위근 검정 결과는 다음 <표
12) 총 4개의 산업분류로 공공행정, 국방 및 사회보장 행정(84), 보건업 및 사회복지 서비스업 (86～87), 가구내 고용활동 및 달리 분류되지 않은 자가소비 생산활동(97～98), 국제 및 외국 기관(99)이 해당함.
5.1>과 같다. ADF 및 PP 단위근 검정결과에 따르면, 생산성 증가율()과 실질이자율 ()은 모두 수준변수(level variable) 상태에서 안정적인 를 나타내었고, 소비()와 투자( )는 모두 1계 차분 후 안정적인 이었다. 다만 귀무가설을 불안정적인 시 계열로 설정하는 ADF와 PP와 달리 귀무가설을 시계열의 추세정상으로 설정하는 KPSS 단위근 검정에서는 대부분 변수는 ADF와 PP 검정 결과와 차이가 없지만, 투자 ( )에 대해서 차분 이전에도 안정적인 변수로 판정하고 있다. 이러한 경우 세 단위근 검정 중에서 보편적인 결정을 따르기로 하고 따라서 ADF 및 PP의 결과를 사용한다. 이들 네 변수에는 안정적인 변수와 불안정적인 변수가 각각 2개씩 포함되고 있으 므로, 현재 상태에서 모든 변수들을 일괄적으로 차분하여 1계 차분형태의 SVAR 모형 (structural vector autoregressive model)을 고려하였다.13) 사용하는 최적 래그
(optimal lag) 수는 SIC(Schwarz Information Criterion)에 따라 1로 설정하였다. 다음의 직교화 과정 이후 충격반응함수분석을 시행할 때에는 차분 이전의 형태로 환원하여 충격반응 결과를 제시한다. <표 5.1> 단위근 검정 결과 변수명 수준변수 차분변수 ADF PP KPSS ADF PP KPSS -9.2734*** -9.3165*** 0.0472 민간 -3.1453 -2.8646 0.2065** -6.1078*** -6.1348*** 0.0450 가계 -3.0524 -2.8045 0.2143** -6.1749*** -6.1972*** 0.0449 민간 -2.3077 -2.7609 0.0759 -7.8781*** -7.8724*** 0.0467 -4.4677*** -3.2705* 0.0609 주:1) 단위근 검정 방정식에 상수와 추세가 모두 존재하는 것을 가정함. ADF와 PP검정의 귀무가설은 「불안정 적인 시계열」이며 KPSS의 귀무가설은 「안정적인 시계열」임 2) *, **, ***는 각각 유의수준 10%, 5%, 1%에서 귀무가설이 기각됨을 나타냄 우선 4변량 VAR 모형 추정이후, VAR모형에 미리 설정된 당기인과성 제약을 내 재하여 SVAR모형으로 전환한 후 생산성 변화율 하락 충격에 대해 내생변수인 소비와 투자 그리고 이자율의 반응을 살피게 된다. 충격의 전파과정에서 변수 간의 당기인과성을 나타내는 행렬에 대해서는 기본모 형에서는 로 설정하며 가능한 대안으로 로 설정한다. 행렬내 변수의 순서는 앞서 언급한대로 생산성 증가율, 소비, 투자, 그리고 이자율 순이다. 13) 불안정적인 변수인 소비와 투자 간의 공적분(cointegration)관계를 Johansen(1988, 1991) 방 법으로 검정하면, 일부 가정에서는 양자 간에 공적분 관계가 존재할 수도 있지만 대다수의 가정에서는 존재하지 않는 것으로 나타남.
,
를 설명하면 다음과 같다. 하방삼각행렬을 모두 추정하는 촐레스키 방법과는 상이하게 및 요소를 0으로 설정하고 있다. 즉 기본적으로 4개 내생변수의 순서대로 당기인과성이 있으나, 첫째, 생산성 증가율에 충격이 발생하였을 때, 소비와 이자율에는 당기인과성이 있으나 투자에는 그렇지 아니함을 나타내고 있으며, 둘째, 소비가 투자에 당기인과성이 없지만 이자율에는 당기인과성이 있다고 가정하고 있다. 물론 Ramsey모형에서의 의미대로 생산성 증가율의 하락은 미래소비 하락에 대한 불 안감으로 소비-저축(투자) 간 대체관계에 따라 상대적으로 소비위축 및 저축(투자)증 가로 이어지게 되므로 이들 변수들 간에 순차적인 당기인과성이 있다고 볼 수도 있겠 지만 다음의 두 가지 이유에 따라 일부 당기인과성에 0의 제약을 부여한다. 첫째, 본 연구에서는 소비-저축(투자) 대체관계에서 소비에 더욱 중요한 비중을 두고 있으며, 충격발생 당기 소비와 저축 간 대체관계가 발생한다고 해도 저축이 투자로 실현되기 에는 일정 시차가 발생한다는 것에 염두를 둔 때문이다(소재환, 2000; 김소영·이종화, 2006)14). 둘째, Romer(2006)의 Chapter 2에 나타난 바대로 지식 또는 노동효율성 충격이 발생한 경우 즉각적인 반응은 소비에서 먼저 발생하며 투자가 뒤따라 발생한다는 전 달순서의 구조를 반영한 것이다.15) 는 대부분 와 동일하지만 충격전달과정 에서 생산성 증가율과 실질이자율 간에 직접적인 당기인과관계가 없다는 제약을 추가한 것에서 차이점이 있다. 즉 생산성 증가율 둔화 충격에 대한 중간 전달경로의 유효성을 강조하기 위한 제약이며, 신축적인 가격조절기능을 보다 협소하게 판단하여 실질적인 경제활동에 따라 실현된다는 것을 나타낸다. 즉. 및 를 가정한 기본모형의 충격반응분석 결과는 <그림 5.1>에 각각 나타나 있다. 두 가정 사이에서 각 내생변수 들의 반응의 유의적 기간과 반응의 방향에서 동일하며, 각 반응의 크기도 유사하게 나타나고 있다. 충격반응함수 중 생산성 증가율의 초기 하락충격에 따른 내생변수들 반응에 대한 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 초기 하락충격이후 소비는 충격당기를 포함하여 향후 1기까지 유의적인 하락반응을 보였고, 이후에는 비유의적이었다. 둘째, 투자는 생산성 하락 충격 당기를 포함한 향후 12기까지 모두 비유의적인 반응을 나타내었다. 셋째, 실질이자율은 생산성 하락 충격 당기 이후 1기에 유의적인 하락을 나타내었다. 이상의 결과를 통해 생산성 증가율의 하락시 향후 소득 하락을 예상하여 소비를 감소시키고 저축을 증가시키는 대체효과가 나타나는 것으로 보인다. 증가된 저축으로 14) 소재환(2000)에서는 저축률을 설명하는데에 투자의 래그변수를 사용하고 있어, 투자결정과 실행에 시차가 존재한다는 것에 주목하고 있으며, 김소영·이종화(2006)에서는 인구구조변화 (부양률 상승)에 따라 저축률과 투자율이 감소하는데, 투자율은 저축률보다 뒤늦게 반응을 시작하고 있는 유의적인 지연효과가 있음.15) Romer(2006)의 위상도(phase diagram) 분석을 볼 때, 소비와 투자는 총량개념( )이 아닌 유효노동당 소비 및 투자( )라는 점에서 차이가 있음.
인해 추가 투자재원이 늘어들면서 더욱 낮은 자본수익률의 투자대안에도 투자가 가능 함에 따라 자본의 실질수익률을 낮추는 결과를 가져오게 된다. 이때 투자 증가가 비 유의적인 것에 대한 가능성 있는 이유는 첫째, 저축과 투자 간 연결에 시차가 존재하여 투자가 즉각적으로 증가하지 않을 수 있다는 것이다. 또한 이론적 모형에서는 감가상 각이 없다는 가정을 하고 있으나 현실에서는 감가상각이 존재한다. 즉 증가된 저축이 모두 즉각 투자로 실현되지는 않더라도 감가상각 충당분을 빠르게 충당하면서 나타난 풍부한 투자재원 확보상황은 자본의 실질수익률에 영향을 줄 수 있다. 둘째, 증가된 저축의 활용에 있어서 경제전반에 여타 다른 여러 대안들이 함께 고려되면서 이는 현 실적으로 자본의 실질수익률에 영향을 줄 수 있게 된다. 셋째, Romer(2006)의 위상도 분석에서 참고할 수 있듯이, 모형 내 생산성 증가율 둔화로 인한 조정 과정에서 투자 조정 등락이 순차적으로 나타날 수 있어 통계적인 유의성에 영향을 줄 수 있기 때문 이다.16) 결국 생산성 증가율 하락충격에 따라 실질이자율은 하락하는 인과관계가 성립한다고 할 수 있다. 그렇다면, 생산성 증가율의 하락충격과 반대의 상승충격이 발생하는 경우 소비증가 및 비유의적 투자변화를 통해 자본의 실질 수익률 상승 즉 실질 이자율 상 승이 나타난다고 예상할 수 있을 것이다. 이상의 결과는 소비와 투자를 민간소비 및 민간투자로 설정한 기본모형에 따른 결 과였고, 당기인과성을 및 로 설정한 결과를 통해 생산성 증가율이 소비-저축 간 대체관계변화를 통해 실질이자율에 유의적인 영향을 미치고 있다는 것을 확 인할 수 있었다. <그림 5.2>에서는 본문에서의 행렬 가정과 동일하되 변수설정에서 민간소비 만을 가계소비로 바꾸어 적용한 경우의 충격반응 분석을 수행한 결과를 보 이고 있으며, 이 결과에서도 역시 동일한 결론을 도출할 수 있었다.17) 이와 더불어 Ramsey(1928) 연구 당시와 달리 최근의 국가 간 자본이동이 활발한 것을 감안할 때, 연구가설1의 검정에서 해외 이자율의 영향을 통제하는 강건성 검정을 고려하였다. 이에 따라, 미국 국채금리(5년, 10년)에 기반한 미국 실질이자율을 추정한 뒤 이를 식 (3.1)에 추가적인 외생변수로 고려하여 두 당기인과성( 및 )에 대해 충격반응 결과를 살펴보았으며, 이들 결과는 <그림 5.1> 및 <그림 5.2>와 거의 흡사한 충격반응함수 결과를 얻을 수 있었다.18) 16) 물론 충격반응분석의 의미는 생산성 증가율 둔화가 항구적이 아닌 일시적인 경우이며, 이 경우 정상상태의 이동이라기 보다는 기존 정상상태에서 이탈 후 복귀의 개념으로 볼 수 있음. 단, 복귀 이후에도 총량적인 측면에서는 차이가 날 수 있음. 17) 만약 초기에 생산성 증가율 충격이 아닌 이자율 충격이 발생하는 경우에 이 네 내생변수의 동태적 인과관계가 어떻게 전개될 지에 대해서 알아보기 위해 당기인과성 제약을 기존의 및 에서 정확히 반대방향으로 설정하고 충격반응함수를 구성할 수 있음. 이러한 경우 (본 연구에서 이 결과를 제공하지는 않았지만) 초기 이자율 충격에 따른 나머지 3개의 내생변수의 반응은 고려하는 충격당기 뿐 아니라 향후 12기 동안 모두 유의적이지 않았음. 18) 충격반응의 값에서만 차이가 있을 뿐 거의 동일한 형태이어서 본 논문에 수록하지 않았으며, 요청시 제공함.
가정: 가정: → → → → → → → → 주: 1) 가로축은 반응기간을 세로축은 반응의 정도를 나타냄 2) 빗금 영역은 유의적인 반응을 보이는 기간을 표기한 것임 3) 실선은 충격반응을 점선은 신뢰구간(95%)을 나타내고 있음 <그림 5.1> 생산성 하락충격의 충격반응결과
민간 민간
가정: 가정: → → → → → → → → 주: 1) 가로축은 반응기간을 세로축은 반응의 정도를 나타냄 2) 빗금 영역은 유의적인 반응을 보이는 기간을 표기한 것임 3) 실선은 충격반응을 점선은 신뢰구간(95%)을 나타내고 있음 <그림 5.2> 생산성 하락충격의 충격반응결과
가계 민간
5.2 기업별 자료를 이용한 연구가설2 검정 연구가설 2를 검정하기 위하여 KIS-value에서 추출한 기업별 자료를 이용하여 식 (3.2)에 따라 패널분석을 시행하였다. 먼저 모형의 추정시 개별기업 고정효과를 고려 하였으며 이는 하우스만 검정결과에 준하여 확률효과모형과 비교하여 채택한 것이다. 실증분석 결과는 <표 5.2>에 수록하였고 기초통계량은 <표 5.3>에 제공하였다. <표 5.2> 연구가설2 검정을 위한 추정결과 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) 0.1396 *** (0.0000) 0.1384*** (0.0000) 0.1377*** (0.0000) 0.1326*** (0.0000) 0.1328*** (0.0000) 0.1531*** (0.0000) 0.1542*** (0.0000) -0.1546 *** (0.0000) -0.1538*** (0.0000) -0.1543*** (0.0000) -0.1499*** (0.0000) -0.1499*** (0.0000) -0.1744*** (0.0000) -0.1747*** (0.0000) 0.1171*** (0.0000) 0.1147*** (0.0000) 0.1165*** (0.0000) 0.0282 (0.2486) 0.0282 (0.2472) 0.1038*** (0.0000) 0.1043*** (0.0000) 0.0482 ** (0.0291) 0.0472** (0.0275) 0.0661** (0.0388) 0.0662** (0.0418) 0.0691*** (0.0000) 0.0701** (0.0312) 0.1256 * (0.0561) 0.0891 (0.1984) -0.0058 (0.9369) -0.0517 (0.5078) · -2.6163* (0.0508) -2.6142* (0.0514) -7.0274*** (0.0000) -7.0243*** (0.0000) · -1.1373 * (0.0832) -1.1221* (0.0703) 0.4909 (0.1568) 0.5046 (0.1429) -0.0118 ** (0.0770) -0.0724** (0.0265) -0.0558 (0.1033) -0.0145** (0.0397) -0.0117 (0.7490) 0.0025 (0.7540) 0.0284 (0.4642) 8333 8369 8333 8123 8123 7896 7896 0.0808 0.0738 0.0812 0.1023 0.1023 0.0929 0.0930 1.8718 1.8775 1.8709 1.9156 1.9157 1.9393 1.9406 31.3083 *** (0.0000) 20.5960*** (0.0004) 30.3942*** (0.0000) 39.6185*** (0.0000) 39.7327*** (0.0000) 50.4869*** (0.0000) 51.4285*** (0.0000) 적용모형 Fixed Fixed Fixed Fixed Fixed Fixed Fixed
주:1) 괄호 안은 p-value를 나타내며, *, **, ***는 각각 유의수준 10%, 5%, 1%에서 귀무가설이 기각됨을 나타냄
2) 는 추정에 포함된 관측치 수 이며, 는 더빈 왓슨 값이고, 는 하우스만 테스트 검정통계량을
<표 5.3> 패널분석 주요변수 기초통계량 실증분석결과 중 일반적인 사항은 다음과 같다. 일반적으로 각 기업은 2009년 미 국발 글로벌 금융위기()로 주가수익률이 유의적으로 하락하며, 자기자본이익률 ( ) 상승에 따라 주가수익률이 유의적으로 상승하는 것으로 나타났다. 즉 해당 위 기를 표기하기 위해 2009년을 더미변수로 설정한 의 계수 값이 –0.1747∼ -0.1499사이에서 모두 유의적으로 나타났으며, 자기자본이익률의 계수 값은 +0.0472∼ +0.0701사이의 값으로 모두 유의적이었다. 다만 기업의 안정성을 나타내는 자기자본비율 ( )과 글로벌 금융위기 회복을 나타내는 기간더미()의 주가수익률에 미치는 영향은 각각 양(+)의 유의적 계수 값을 기대하였으나 모형에 따라 일부에서 나타났을 뿐 안정적인 유의성이 확보되지 않았다. 실증분석결과 중 연구가설 2를 검정한 주요 결과는 다음과 같다. 첫째, 선도기업일 경우( ) 기본적으로 후발기업에 비해 추가적인 양(+)의 추가적인 주가수익률을 얻고 있었다. 이는 다른 조건이 동일하다면 각 산업별 선도기업 주식이 일반적으로 더욱 선호되고 있다는 것을 나타낸다. 둘째, 이자율이 하락할 때 후발 기업에 비해 선도기 업에서 더욱 높은 주가수익률 상승을 경험하는 것으로 나타나고 있다. 즉 명목이자율로 살펴본 경우(결과표의 (4)와 (5) 참조), 설명변수 · 에 대한 계수는 유의적인 음(-)의 값인 –2.2163과 –2.6142의 값을 나타내고 있었으며, 실질이자율로 살펴본 경우 (결과표의 (6)와 (7) 참조)에도 · 의 계수는 유의적인 음(-)의 값인 –1.1373과 –1.1221의 값을 나타내고 있다. 즉 이자율 하락(상승)에 따라 선도기업은 다른 후발 기업에 비해 주가수익률이 추가 상승(하락)하는 유의적인 관계가 성립하였다. 결국 기 본적으로 선도기업이 보다 높은 주식 수익률을 얻는 상황에 추가하여, 이자율 하락에 따라서 선도기업과 후발기업 간의 비대칭적인 주가수익률이 나타나게 되고 이는 2000 년대 이후 저금리 추세로 인하여 시장구조의 변화가 선도기업 중심으로 일어날 수 있 음을 암시하는 증거로 볼 수 있을 것이다.
6. 결론 및 시사점
본 연구는 저금리 현상과 관련하여 다음의 두 가지 연구목적을 가지고 있다. 이는 최근 Lunsford(2017)에서 생산성과 금리 간 상관관계에 대한 실증분석 결과가 전통적인 거시경제학적 이론과 상관성의 부호 측면에서 상이하다는 것에서부터 출발한 것이다. 주가수익률 전체 선도 후발 전체 선도 후발 전체 선도 후발 평균 0.03 0.07 0.01 0.04 0.09 0.02 0.49 0.49 0.49 표준편차 0.45 0.42 0.46 0.66 0.20 0.75 0.20 0.19 0.20 최대 4.12 2.11 4.12 38.41 4.20 38.41 0.97 0.94 0.97 최소 -3.69 -3.69 -3.54 -14.25 -4.28 -14.25 0.00 0.01 0.00이에 따라 먼저 생산성 저하에서 중간 전달과정을 거쳐 저금리로 이어지는 인과관계를 재검정하는 것에 더하여, 최근 저금리 환경의 지속이 발생하는 근본적인 문제가 무엇 인가 즉 저금리에 따라 경제구조가 변화할 가능성에 대한 연구 질문(research question)을 가지고 있다. 구체적으로 살펴보면 본 연구의 목적 첫 번째는 Ramsey(1928)이론에 따라 “생산성 증가율 둔화는 가계의 소비감소(저축증가)로 이어 지고 이로 인해 자본의 실질수익률 둔화 즉 실질 이자율 감소로 귀결된다.”라는 연구 가설 1을 검정하는 것이며, 둘째는 이자율 하락으로 인한 시장구조 변화 가능성을 살 펴보기 위해 Liu, Mian, and Sufi(2019)에 따라 “(저금리 환경에서) 이자율이 하락하 면서 선도기업의 시장가치는 후발기업의 시장가치에 비해 상대적으로 더욱 증가한다.” 라는 연구가설 2를 검정하는 것이다. 한국에서 저금리환경에 노출되기 시작한 2000년 1분기 이후 2019년 4분기까지의 자료를 이용한 SVAR 충격반응함수 분석으로 연구가설 1을 검정한 결과, 생산성 증가율 하락 충격은 유의적인 소비둔화로 이어지면서 저축증가 가능성을 높이게 되었고 이어서 실질이자율의 하락을 유발하는 것으로 나타났다. 즉 실질이자율 하락은 성장 잠재력과 연관된 생산성 둔화로 유발된 가계의 소비-저축 간 선호변화에 기인하는 것으로 분석 되었다. 다음으로 연구가설 2에서는 한국의 2000-2019년 간 KOSPI 상장 기업자료를 이용 하여 패널분석을 시행한 결과, 금리하락이 자본비용감소를 통해 기업의 투자를 진작 시키는 효과를 가져와 기업가치를 제고할 수 있는 기회가 되지만 이 효과가 저금리 시기인 2000년대 이후 선도기업과 후발기업 간에 비대칭적으로 발생하게 되어 선도기 업이 보다 추가적인 가치상승 기회를 획득할 가능성이 유의적이었다. 따라서 저금리 추세가 지속되는 경우 경제가 선도기업 중심으로 이행하며 이러한 과정이 해소되지 않을 가능성이 있다고 할 수 있다. 본 연구에서 고려하는 저금리현상의 원인과 그 영향은 상당히 많은 변수에 연관되어 있기 때문에 보다 엄밀한 연구가 필요하다고 할 수 있을 것이다. 다만, 현재 저금리 상황에서는 금리를 이용한 통화정책의 여지가 크지 않으며, 일방향적인 통화정책 주 도의 경기부양정책이 반드시 긍정적인 결과로만 나타나지 않을 수 있다. 이는 오히려 근본적으로 시장구조를 바람직하지 않은 방향으로 변화시킬 수 있다는 점에서 시사점을 제공하고 있다. 연구의 한계점으로는 산업별 특성에 대하여 심층적으로 고려할 필요가 있다는 것으로, 추후 연구에서는 산업별 투자 뿐 아니라 최창호·이종호·함건(2018)에서 생산성격차 확대의 원인으로 분류하였던 글로벌화와 같은 부분의 노력을 종합적으로 고려할 필요가 있다.
감사의 글
이 연구는 동아대학교의 지원을 받아 수행되었습니다. (2021년 2월 2일 접수, 2021년 3월 13일 수정, 2021년 3월 26일 채택)참고문헌
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A Study on the Reason for the Low Interest Rate and
the Possibility of Market Structure Change
19)Jinwoong Kim
20)Abstract
This study tests the following two research hypotheses related with a low interest rate phenomenon. The first research hypothesis set by Ramsey's (1928) theory is "a slowdown in productivity growth leads to a decrease in household consumption (increase in savings), which in turn leads to a slowdown in the real rate of return of capital, that is, a decrease in the real interest rate.". The second research hypothesis is related with the possibility of change in the market structure due to a fall in interest rates (Liu, Mian, and Sufi, 2019), and set as “the stock returns of industry leaders increase relatively more than those of industry followers.”. According to the empirical results for the first hypothesis, the traditional causal pathway holds as the slowdown in the productivity growth rate has a significant effect on decrease in consumption, followed by decline in real interest rate. In the second test, it is analyzed that the market structure may change due to the occurrence and continuation of low interest rates, as industry leaders experience significantly additional stock returns compared to industry followers in case of lower interest rates.
Key words : Low interest rate, Productivity, Asymmetry, Impulse response, Panel data analysis
19) This work was supported by the Dong-A University research fund.
20) Associate Professor, Department of International Trade, Dong-A University, Tel: +82-51-200-8739. E-mail: [email protected]
