금융발전이 실물경제에 미친 영향 분석과 시사점

제4 0 9호 (2008-35) 2008. 8. 1

[요 약]

1 9 9 0년대 이후 금융부문이 실물부문의 경제성과에 실질적인 영향을 주는가에 대한 실증적 연구가 활발히 진행

- 이 같은 가설이 우리 경제에 타당한가를 검증하기 위하여 금융부문을 매개로 하여 성장기회와 경제성과가 연계되는 모형을 구성

- 모형의 추정을 위하여 1 9 9 1 ~ 2 0 0 6년 기간 동안 제조업 2 2개 산업의 패널자 료를 사용

경제성과에 대한 계수를 추정한 결과, 금융발전이 실질부가가치, 평균노동생산 성, 사업체당 고용, 사업체수 등 실물부문에 유의하게 기여한 것으로 평가 - 또한, 외환위기 이후 추정계수의 하락에도 불구하고 성장기회 탄력성이 유

지된 것으로 나타나 금융발전이 성장기회의 변화에 따른 산업 간 자원이동을 촉진하여 실물부문의 효율성에 기여했음을 확인

금융부문이 실물부문의 경제성과와 효율성에 유의한 영향을 끼친다는 실증분 석 결과는 금융발전이 실물부문의 성장에 중요한 요소임을 의미

- 성장기회를 최대한 실제화하기 위해서는 금융부문의 전반적인 발전과 함께 실물부문과 관련된 금융서비스의 지속적인 양적・질적 개선이 필요

- 특히, 제조업 관련 금융서비스의 개선 방향은 과거보다 새로운 기술・아이디 어・지식 기반의 신규사업체 창출과 그에 따른 리스크 분산을 강조하는 것이 바람직

금융발전이 실물경제에 미친 영향 분석과 시사점

금융부문과 실물부문의 관계

경제발전 과정에서 발생하는 금융부문과 실물부문의 연관성에 대해 많은 이 론적・실증적 연구가 진행되었으나 아직 완전히 일치된 견해는 정립되지 않 은 상태^{1 )}

- 전통적으로 주류경제학에서는 장기적인 경제성장이 주로 실물부문(물적 자본, 인적자본, 기술 등)에 의해 이루어지며 금융부문은 부차적 역할을 할 뿐이라는 입장을 견지하고 있으나

- Schumpeter 시기부터 금융부문의 발전이 거래비용 감소, 정보불균형 완 화, 리스크 분산 등을 통해 실물부문의 성장기회를 경제성과로 연결시켜 실물부문에 기여한다는 주장이 대두되기 시작

특히, 1990년대 이후 들어 다양한 방향의 연구를 통해 금융부문이 실물부 문의 경제성과에 실제적인 영향을 준다는 실증적 증거가 지속적으로 제시되 고 있음.

- 주요 연구로는 King and Levine(1993), Rajan and Zingales(1998), Wurgler(2000) 등을 꼽을 수 있는데 이들은 국가별/산업별 패널자료를 사용한 실증분석을 통해 금융부문의 발전이 실물부문에 기여한다는 결론 을 제시하였음.^{2 )}

그러나 아직까지 개별 국가를 대상으로 양자 간 연관성의 존재 여부, 규모, 경로 등에 대해 연구된 사례는 많지 않은 편임.

- 우리나라의 경우에도 경제발전 과정에서 금융부문을 정책적으로 활용한 경우가 많아 실물부문에 대한 금융부문의 순영향을 판단하기 어려워 실

1) 실물부문과 금융부문의 관계에 대한 개관은 Levine, Ross(2005), “Finance and Growth：Theory and E v i d e n c e ,”in Philippe Aghion and Steven Durlauf, eds., Handbook of Economic Growth, A m s t e r d a m：North-Holland 참조.

2) King, Robert and Ross Levine(1993), “Finance and Growth：Schumpeter Might Be Right,”

Quarterly Journal of Economics 108(3), 713-37. Rajan, Raghuram and Luigi Zingales(1998),

“Financial Dependence and Growth,”American Economic Review 88(3), 559-586. Wurgler, Jeffrey(2000), “Financial Markets and the Allocation of Capital,”Journal of Financial Economics 58, 187-214.

증적 논의가 다양하지 못한 상태

이러한 인식을 바탕으로 1 9 9 1 ~ 2 0 0 6년 한국 제조업의 산업별/기간별 패널 자료를 이용하여 금융발전이 실물부문에 끼친 영향에 대한 실증분석을 시도 하고자 함.

- 금융발전과 성장기회가 상호작용하면서 경제성과를 설명하는 추정모형 을 상정하고 추정계수와 탄력성으로부터 금융발전이 실물부문에 기여했 는지의 여부를 살펴보았음.

추정모형 및 자료

사용된 모형에서 금융발전은 성장기회가 발생했을 때 이를 경제성과로 실현 되도록 매개하는 방식을 통해 실물부문에 영향을 끼침.

- 즉, 경제성과는 먼저 성장기회가 주어지고 다음으로 주어진 성장기회가 다양한 경제활동을 통해 실제 경제성과로 실현되는 두 단계를 거쳐 가시 화되는데 금융발전은 두 번째 단계에서 성장기회와 결합되어 실물부문에 기여하는 것으로 상정됨.

- 그에 따라 금융발전은 별도의 설명변수가 아닌 성장기회와의 상호작용 ( i n t e r a c t i o n )항으로 추정식에 포함됨. 이러한 설정은 특히 산업 내에서 작용하는 금융부문의 매개적 역할을 강조한 것임.

위에서 설명된 경제성과, 금융발전, 성장기회 간의 관계를 포함하는 추정식 은 아래와 같음.^{3 )}

∆l n yi t=αF Dt∆l n G Oi t+βXi t+γi+δt+εi t ( 1 ) - 여기서 yi t는 i산업 t년도의 경제성과, F Dt는 금융발전, G Oi t는 성장기회,

Xi t는 제어변수, γi와 δi는 산업별・연도별 고정효과를 나타내는 더미변수,

3) Rajan and Zingales(1998) 이후 금융발전을 상호작용항으로 포함시키는 방식은 금융부문의 산업별 영 향에 관한 실증분석에 자주 사용됨. 금융발전을 성장기회에 대한 탄력성의 구성요소로 포함하는 방식은 W u r g l e r ( 2 0 0 0 )를 따랐음.

εit는 오차항, 그리고 ∆는 1차 차분을 의미함.

- 그리고 외환위기에 따른 추정계수 α의 변화를 알아보기 위하여 외환위기 이후 기간(1999~2006년)에 더미변수 dt를 추가하였음.⁴⁾

경제성과 yit에는 실질부가가치, 평균노동생산성, 사업체당 고용, 사업체수 가 포함되며 이들을 각기 내생변수로 삼아 추정이 행해짐.⁵⁾

- FDt는 경제전체의 금융발전(financial development)을 나타내는 변수로 서 금융기관총여신, 주식시장시가총액, 회사채발행총액을 더하여 국내총 생산으로 나눈 값임.

- GOit는 산업별 성장기회(growth opportunity)를 나타내는 변수로서 실 현된 생산량(출하량)이 해당 산업의 미래 성장기회를 대리함.

- Xit는 제어변수로서 1991년의 각 산업별 초기조건(실질부가가치 비중) 과 산업별 규모효과(사업체당 고용 비중) 등을 포함

<그림 1> 금융발전 추이

0.0 0.5 1.0 1.5 2.0

1991 1994 1997 2000 2003 2006

4) 즉, α=α1+α2dt이고 추정된 α는 외환위기 전후 각각 α1와 α1+α2의 값을 가짐.

5) 실질부가가치는 아래와 같이 세 가지 요인으로 분해되는데 실질부가가치 변화율과 이들 각 요인의 변화 율을 추정식 (1)의 내생변수로 사용하였음.

실질부가가치= ・ ・사업체수

=평균노동생산성・사업체당 고용・사업체수 고용

사업체수 실질부가가치

고용

추정식 ( 1 )에서 추정계수 α는 금융발전・성장기회에 대한 경제성과의 단위 반응도(또는 한계영향)를 나타냄.

- 추정계수가 유의한 정( + )의 값을 가지면 성장기회가 금융발전을 통해 경 제성과로 이어지며 그 값이 클수록 성장기회가 주어졌을 때 금융발전이 경제성과에 더 크게 기여한다고 해석할 수 있음.

추정계수와 금융발전의 곱인 αF Dt는 성장기회에 대한 경제성과의 탄력성 ( e l a s t i c i t y )을 나타내는데 F Dt에 따라 가변적임.

- 탄력성은 성장기회가 높아진 산업의 경제성과는 향상되고 성장기회가 낮 아진 산업의 경제성과는 하락하는 정도를 나타냄.

- 이를 실물부문의 효율성으로 파악할 수 있는데 금융발전의 진전은 성장 기회의 변화에 따른 사양산업에서 성장산업으로의 자원이동을 초래하여 실물부문의 효율성을 증대시킴.

추정에 사용된 자료는 통계청이 발간한「광업・제조업 통계조사」의 1 9 9 1 ~ 2 0 0 6년 제조업 2 2개 산업(담배제조업 제외)의 패널자료로 각 산업 별 부가가치, 생산량(출하량), 사업체수, 고용 등을 포함하고 있음. 명목변수 는 제조업 생산자물가지수를 이용하여 실질화하였음.

추정결과

추정식 ( 1 )의 네 가지 경제성과에 대한 각각의 추정계수와 탄력성이 <표 2>

변 수 전체기간 1 9 9 1 ~ 1 9 9 8 1 9 9 9 ~ 2 0 0 6 전체관측수 부가가치

평균노동생산성 사업체당 고용

사업체수

5 . 8 9 5 . 8 8 - 3 . 4 5 3 . 5 2

6 . 7 6 8 . 5 8 - 3 . 8 2 2 . 0 0

5 . 1 0 3 . 3 8 - 3 . 1 2 4 . 8 4

3 5 2 3 5 2 3 5 2 3 5 2 금융발전・성장기회

금융발전 성장기회

8 . 1 2 1 . 2 1 7 . 0 0

6 . 6 4 0 . 9 0 7 . 4 8

9 . 4 1 1 . 5 2 6 . 5 9

3 5 2 3 5 2 3 5 2

<표 1> 주요변수 요약

단위：증가율, 비중(금융발전), %

와 <표 3>에 제시되어 있음.^{6 )}

추정계수 α는 네 가지 경제성과 모두에 대하여 유의한 정( + )의 값을 나타 냄. 이는 금융부문이 주어진 성장기회를 실제 경제성과로 전환시킴으로써 실물부문에 기여하고 있음을 의미

- 실질부가가치의 세 가지 구성요인별로 추정계수의 크기를 비교하면 금융 발전은 외환위기 전후 공히 평균노동생산성, 사업체당 고용, 사업체수의 순으로 실물부문에 영향을 끼쳤음.

- 즉, 금융발전은 실물부문의 노동생산성 증가에 가장 강점을 보인 반면 신

6) 추정에 앞서 보다 신뢰할 수 있는 추정결과를 얻고자 인과성(causality), 오차항의 이분산성( h e t - eroskedasticity), 횡단면 독립성(cross-sectional independence), 자기상관( a u t o c o r r e l a t i o n )에 대한 검정을 실시하였음. 패널자료의 인과성 검정은 구조일반적률법(system GMM)에 기초한 Roodman 방 식을 사용하였는데 금융부문에서 실물부문으로의 인과성은 존재하나 반대 방향의 역인과성은 존재하지 않는 것으로 나타났음. 이분산성, 횡단면 독립성, 자기상관은 모두 패널자료의 오차항과 관련된 주요 사 항들인데 그 존재 여부를 알아보기 위해 각각 우도비율검정(likelihood-ratio test), Pesaran 검정, Wooldridge 검정을 실시하였음. 그 결과 이분산성과 그룹자기상관이 존재하는 것으로 드러나 이분산성 과 자기상관을 감안한 패널보정표준편차(panel-corrected standard errors)를 사용하여 오차항을 보 정하였음.

<표 2> 추정계수의 변화

주：( ) 안의 수치는 패널보정표준편차이며^*는 95%, ^{* *}는 99% 신뢰수준에서 추정계수가 유의함을 의미.

내생변수 추정계수(α)

결정계수(R²)

외환위기 전 외환위기 후

부가가치 0 . 9 7 7 ( 0 . 0 6 5 )^{* *} 0 . 5 4 6 ( 0 . 0 5 3 )^{* *} 0 . 8 5 1 평균노동생산성 0 . 5 2 4 ( 0 . 0 7 0 )^{* *} 0 . 3 5 8 ( 0 . 0 5 5 )^{* *} 0 . 5 8 9 사업체당 고용 0 . 2 7 5 ( 0 . 0 5 3 )^{* *} 0 . 1 4 1 ( 0 . 0 4 9 )^{* *} 0 . 5 0 1 사업체수 0 . 1 3 5 ( 0 . 0 4 8 )^{* *} 0 . 0 7 2 ( 0 . 0 3 3 )^* 0 . 7 4 7

<표 3> 탄력성의 변화

주：탄력성은 <표 2>의 추정계수(α)와 <표 1>의 금융발전(F Dt)을 곱하여 얻은 값임.

내생변수 탄력성(αF Dt)

차이( % )

외환위기 전 외환위기 후

부가가치 0 . 8 7 3 0 . 8 2 9 - 5 . 0

평균노동생산성 0 . 4 6 8 0 . 5 4 4 1 6 . 2

사업체당 고용 0 . 2 4 6 0 . 2 1 4 - 1 2 . 8

사업체수 0 . 1 2 1 0 . 1 0 9 - 9 . 3

규사업체의 순증가에는 별 효과가 없었던 것으로 보임.^{7 )}

한편 경제성과별 추정계수가 외환위기 이후 모두 하락하면서 금융발전과 성 장기회가 경제성과로 이어지는 단위반응도는 낮아졌음.

- 추정계수의 하락은 금융발전이나 성장기회에 대해 과거보다 경제성과가 덜 반응함을 뜻하는데 양측의 인과관계나 설명력 하락에 기인한 것으로 추측됨.

그러나 추정계수의 하락에도 불구하고 추정계수와 금융발전의 곱으로 이루 어지는 경제성과의 탄력성은 외환위기 전후 크게 달라지지 않았음.

- 외환위기 이후 금융발전이 크게 진전되어 추정계수의 하락을 상쇄하였기 때문

- 이는 외환위기 이후 금융발전의 진전이 산업별로 상이한 성장기회가 발 생했을 때 사양산업으로부터 성장산업으로의 산업 간 자원이동을 초래하 는 힘을 유지시켰음을 의미

- 즉, 금융부문이 실물부문의 효율성 향상에 기여했음을 알 수 있음.

요약 및 시사점

1 9 9 0년대 이후 우리 경제의 성장기회가 경제성과로 실현되는 과정에서 금 융발전이 실물부문에 유의한 역할을 하였는지를 실증분석

- 금융부문과 실물부문을 연결시킨 추정식과 1 9 9 1 ~ 2 0 0 6년 제조업 2 2개 산업의 패널자료를 사용하여 추정을 행한 결과, 외환위기 전후 모두 정

7) Rajan and Zingales(1998)에서처럼 실질부가가치를 기존사업체에 대한 변화(평균규모)와 신규사업체 에 대한 변화(순증가=진입-퇴출) 두 가지로 분해하고 <표 2>의 결과를 해석하면, 우리나라의 경우 전체 실질부가가치에 대한 금융발전의 기여분 중 85% 이상이 기존사업체에 돌아간 반면 신규사업체에는 15% 미만이 돌아간 것으로 나타나 전자에 비해 후자에 대한 기여가 매우 낮음(참고로 Rajan and Z i n g a l e s의 4 1개국 추정결과는 각각 3 0 %와 70%). 신규사업체는 기업가정신과 창조적 파괴를 통해 경 제전체 생산성을 향상시키는 원천으로 파악되는데 그 성격상 초기 생성 및 생존은 주로 외부금융에 의존 할 수밖에 없으므로 신규사업체 순증가에 대한 금융부문 기여도가 낮다는 점은 개선이 필요한 문제로 지 적됨.

본 자료는 산업연구원 홈페이지www.kiet.re.kr을 통하여 항상 보실 수 있습니다.

이미 발간된 산업경제정보 및 더욱 상세한 관련 보고서도 보실 수 있습니다.

( + )의 추정계수를 얻어 금융발전이 실물부문의 경제성과를 향상시키는 데에 기여했음을 확인함.

- 또한, 금융발전의 진전이 외환위기 전후 성장기회에 대한 탄력성을 유지 시킴으로써 실물부문의 효율성을 지속시키는 데에도 기여했음을 알 수 있음.

금융부문이 실물부문의 경제성과와 효율성에 유의한 영향을 끼친다는 실증 분석 결과는 금융발전이 실제 실물부문의 성장에 중요한 요소임을 의미함.

- 실물부문 성장을 위해서는 물적자본, 인적자본, 기술 등의 실물 측면뿐만 아니라 실물부문과 연관된 금융부문의 양적・질적 개선이 필요함을 시사 - 특히, 실물부문을 위한 제조업 관련 금융서비스의 개선 방향은 이제까지

상대적으로 취약했던 새로운 기술・아이디어・지식 기반의 신규사업체 창 출과 그로 인한 리스크의 효과적 분산에 보다 집중하는 것이 사회적으로 바람직

노 영 진

(부연구위원・산업경쟁력실) [email protected] (02-3299-3179)

김 진 웅

(부연구위원・산업경쟁력실) [email protected]

(02-3299-3079)

김 인 철

(연구위원・산업경쟁력실) [email protected] (02-3299-3038)

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