合理的期待假說에 근거한 國內經濟展望의 合理性에 관한 硏究*

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合理的期待假說에 근거한 國內經濟展望의 合理性에 관한 硏究*

김 준 원․박 상 학*

I. 序論

Muth(1961)에 의해 소개된 합리적 기대가설(rational expectations hypo- thesis)은 지난 30년 가까이 경제학 연구에 커다란 변화를 초래하였다.

Muth(1961)가 언급한 바와 같이, 경제모형에 있어 합리적 기대란 기대가 경제 이론이 예측하는 것과 동일해야 함을 뜻하는 것이다. 따라서, 모형이나 이론 없 이 합리적 기대를 정의하는 것은 쉬운 일이 아니다. 그러나, 어떤 기대가 합리 적이기 위해서는 예측오차가 체계적이지 않아야 한다. 한 걸음 더 나아가, 기대 의 합리성은 가능한 모든 정보를 경제학 및 통계학의 이론상 가장 적절히 사용 할 것을 요구한다.

기대의 합리성을 위한 이와 같은 조건은 다음의 두 가지로 다시 요약될 수 있다. 첫째, 기대가 합리적이기 위해서는 불편성(unbiasedness)을 만족시켜야 한다. 이는 예측오차가 체계적이지 않아야 한다는 것으로, 예측오차가 음이나 양의 방향으로 치우쳐 있지 않음을 의미한다. 둘째, 기대가 합리적이기 위해서 는 효율성(efficiency)을 만족시켜야 한다. 이는 합리적 기대란 모든 이용 가능 한 정보를 효율적으로 사용하여야 한다는 것으로, 예측오차가 이미 알려져 있는 정보집합과 통계적으로 직교(orthogonal)인 상태여서 예측오차와 정보집합 사

――――――――――――――――

* 본 논문에 대하여 유익한 논평을 해주신 익명의 심사위원에게 감사를 드린다.

** 서강대학교 경제학부 부교수.

*** 국민은행 경제경영연구소 연구위원.

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이에 상관관계가 없음을 뜻한다. 이러한 효율성의 조건은 정보집합이 예측오차 를 추가적으로 설명할 수 없음을 의미하는 것이다.

위의 두 가지 조건에 기초하여 합리적 기대가설을 실증적으로 분석하려는 시 도는 이미 미국을 비롯하여 유럽의 여러 나라에서 1970년대 중반부터 활발히 행해지고 있는데, 경제전망에 관한 설문조사 자료의 합리성 여부 및 경제예측기 관 전망치의 합리성 여부가 분석의 주류를 이루고 있다. 특히, 미국에서는 1946 년부터 각계의 경제전문가로 구성된 패널을 대상으로 작성된 Livingston Survey의 시계열자료가 주요 연구대상이 되고 있다.

¹⁾

경제전망의 합리성에 관한 실증분석이 국외에서는 활발히 이루어진데 반해, 국내의 기존 연구는 조장옥-김준원(1999)을 제외하고는 전무한 실정이다.

²⁾

조 장옥-김준원(1999)의 연구는 국내 각 연구기관의 경제성장률 및 물가상승률에 관한 1기 앞선 예측이 얼마나 합리적으로 이루어졌는가를 평가하고 있는 최초 의 시도이다.

본 연구의 목적은 조장옥-김준원(1999)이 국내 연구기관 예측치의 합리성을 검정하기 위해 채택한 경제성장률 및 물가상승률이외에 소비지출증가율, 총고정 자본증가율과 경상수지 그리고 회사채유통수익률 및 원화의 대미달러환율에 관 한 전망치 등 주요 거시경제변수 대부분에 대한 합리성 검정을 시도하는데 있 다. 특히, 본 연구에서는 1기앞 전망치 뿐만 아니라 2기앞 전망치의 합리성도 분석함으로써 연구기관들의 예측시점별 전망치의 합리성이 어떤 차이점을 보이 는지를 고려하고 있다. 또한, 본 연구에서는 연구기관별 비교를 위하여 반기별 자료를 발행하는 연구기관과 분기별 예측치를 제공하는 연구기관을 구분하여 경제전망의 합리성 검정을 시도하고 있다.

본 논문의 구성은 다음과 같다. 제II장에서는 경제변수에 대한 전망의 합리성 을 실증적으로 분석하는데 광범위하게 활용되고 있는 방법론을 요약하고, 본 연

1) 합리적 기대가설의 실증적인 연구에 관한 친절한 서베이로는, 예를 들어, Holden-Peel-Thompson(1985)과 Wallis(1989)참조. 또한, 조장옥-김준원(1999) 은 최근 문헌에 대한 자세한 논의를 담고 있다.

2) 조장옥-김준원(1999)을 제외한 기존의 국내연구들은 각 연구기관의 예측치와 실제치를 단순 비교하는 분석에 그치고 있다. 다시 말해, 기존의 국내연구들은 예측치의 정확도를 구명함에 있어 합리성보다는 평균평방오차(mean squared error)의 대소를 비교하는 방법을 이용하고 있다. 그러나, 평균평방오차는 예측 치가 실제치에 얼마나 가까운가를 비교하는 개념일 수는 있으나 기대의 합리 성을 판단하는 개념은 아니다.

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구에서 사용된 자료를 설명한다. 제III장에서는 한국개발연구원(KDI), 한국금융 연구원(KIF), 한국경제연구원(KERI), 대우경제연구소(DW) 그리고 LG경제연 구원(LG) 등 5개 연구기관의 경제전망이 합리적인 지의 여부를 실증적으로 분 석한다. 예측시점을 1기앞 뿐만 아니라 2기앞까지 확장하여 분석하고 있는 본 연구에서는 2기앞 분석시 요구되는 회귀방정식의 재설정과 오차항의 자기상관 관계도 고려하고 있다. 이에 따라 합리적 기대가설 검정시 1기앞 전망자료에 대해서는 최소자승법(OLS)을, 2기앞 전망자료에 대해서는 일반화된 최소자승법 (GLS)을 사용하였다. 제IV장에서는 본 논문을 요약하고 결론을 맺는다.

II. 方法論 및 資料

1. 模型

예측의 대상이 되는 경제변수를 y라고 하자. 그러면 ( t-k)기에 이용 가능 한 모든 정보에 기초한 ( t+i )기의 y값에 대한 예측치를 y ^e_t-k,t+i 로 나타 낼 수 있다. Wold(1954)의 분해정리(decomposition theorem)에 의하면, 안정 적(stationary)인 경제변수 y의 시계열자료{ y_t}는 다음과 같이 표현된다.

y

t= y + ∑

∞

i = 0πiεt - i, π0≡1, (1)

여기서 y 는 시계열자료 { y_t}의 평균이며, π_i는 상수이다. ε은 평균이 0 이고 분산은 σ²_ε으로 일정하며, 공분산이 0인 화이트노이즈(white noise)이다.

합리적 기대가설의 기본적인 특성은 예측오차의 평균과 분산으로 나타낼 수 있다. 식 (1)에 의하면, 예측이 1기 앞서 이루어진 경우의 예측오차(one-period horizon forecast error)는 다음과 같다.

y

t + 1- y^et,t +1=εt + 1 (2)

식 (2)에 따르면, 이 예측오차의 평균은 0이다. 즉,

y

^et,t+1은 yt + 1의 불편 예측량(unbiased predictor)이다.

이러한 불편성(unbiasedness)의 특성은 예측시점이 2기 이상인 경우에도 성

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립하는 합리적 기대의 일반적인 특성 중의 하나이다. 예측시점이 2기간일 경우 의 예측오차(two-period horizon forecast error) 즉, ( t-1)기의 정보에 기 초하여 ( t+1)기의 y값을 예측할 때의 오차 (

y

t + 1- y^et-1,t+1)는 (_ε_{t + 1}_+π₁_ε_t) 와 같다. 따라서, 예측시점이 2기인 경우에도 예측오차의 평균은 0이다. 그러나, 이 경우의 예측오차는 1기 앞선 예측의 경우와는 달리 화이트노이즈가 아니다.

두 개의 연속적인 오차 사이의 공분산은

E( ε

_{t + 1}+π₁ε_t)(ε_t+π₁ε_{t - 1})

= π1σ²ε( ≠0)이기 때문이다. 이와 같이 예측시점이 2기인 경우 예측오차들에 는 1계 시계열상관이 존재한다. 일반적으로, 예측시점이 s(≥2)기인 경우 예측 오차들은 ( s-1)차까지는 상관관계를 갖는다.

합리적 기대가설의 또 다른 특성은 y ^et,t+1 및

y

^e_t-1,t+1이 모두 yt + 1의 효 율적인 예측량(efficient predictor)이라는 사실이다. 합리적 기대가설의 효율성 특성은 가용정보의 효율적인 사용을 뜻한다. 이는 예측오차가 과거의 오차들과 시계열 상관이 없는 확률변수이므로, 예측이 이루어진 시점에서 예측오차를 설 명하는데 도움이 되는 정보가 전혀 없음을 의미하는 것이다.

이와 같이 합리적 기대가설의 가장 기본적인 특성은 불편성과 효율성이다.

³⁾

예측시점이 1기간일 경우 합리적 기대의 불편성 특성은 다음의 회귀방정식을 추정함으로써 검정될 수 있다.

y

t + 1= β0+β1

y

^et,t +1+εt + 1 (3)

여기서 불편성의 특성은 다음의 두 가지 가설로 나타난다.

H

0 : { et + 1}∼ 화이트노이즈, (4)

H

0 : ( β0, β1)= (0, 1) (5)

식 (4)에서 e_{t + 1}는 식 (3)의 오차항인 ε_{t + 1}의 추정량이다. 식 (4)와 식 (5) 가 성립하면 식 (3)은 앞의 식 (2)와 동일함을 알 수 있다. 본 연구에서 식 (3) 은 최소자승법(OLS)으로 추정되었으며, 식 (4)와 식 (5)의 채택여부는 각각 Ljung-Box(1978)의 검정통계량과 F검정통계량을 통해 판정되었다.

다음으로 예측시점이 s(≥2) 이상일 경우, 불편성 특성을 검정하는 회귀방정 3) 이외에도 합리적 기대가설은 반복기대값의 법칙(law of iterated expectations) 을 만족시키며, 선형모형의 경우 예측의 연쇄법칙(chain rule of forecasting)도 성립한다.

(5)

식은 다음과 같이 일반화된다.

y

_{t + s}= β₀+β₁

y

^e_{t,t +s}+ε_{t + s} (6)

이 경우 불편성의 특성을 나타내는 가설 중 식 (5)는 여전히 성립하지 만, 식 (4)는 적용될 수 없다. 잔차항 et + s는 더 이상 화이트노이즈가 아 니기 때문이다.

이제, 식 (4)의 et + 1이 화이트노이즈라는 필요조건은 et + s가 ( s-1)차까 지는 자기상관을 가질 수 있으나 s 차 이상의 경우에는 자기상관이 없다는 새 로운 필요조건으로 대체되어야 한다. 합리적 기대가설은 단지 e_{t + s}가 s 차 이 상의 자기상관을 갖지 말 것을 요구하기 때문이다. 본 연구에서 식 (6)은 예측 오차의 이러한 비확률성(non-randomness)을 고려하여 일반화된 최소자승법 (GLS)으로 추정되었다.

⁴⁾

불편성의 특성은 예상치가 합리적이기 위한 최소한의 필요조건이다. 왜냐하면 합리적 기대는 효율성의 특성까지도 전제로 하기 때문이다. 합리적 기대가설의 효율성 특성을 검정하는데 있어서의 관건은 이용 가능한 정보집합에 포함되는 변수의 선정에 있다.

Pesando(1975) 등은 예측하려는 변수 y 의 과거 값들만을 정보집합의 명백 한 요소로 제시하여 다음과 같은 회귀방정식에 기초해 1기앞 전망치의 효율성 을 검정하고 있다.

y

t + 1=β0+∑

N

i= 1βi

y

t - i + 1+εt + 1, (7)

y

^et,t + 1=β0

' +

∑

N

i=1βi

'y

t - i + 1+εt + 1

'

, (8)

여기서 N은 시차의 길이를 뜻한다. 식 (7)은 실제 y값과 과거의 y값들간

4) Friedman(1980)도 예측오차항 {

e

_{t + s}}의 계열상관문제를 고려하여 합리적 기대 가설의 불편성 특성을 OLS방식과 SURE(seemingly unrelated regression estimation)방식을 통하여 검정하였는데, 후자의 방식은 본 연구의 GLS방식과 동일한 형태였다. 한편, Brown-Maital(1981)은 회귀방정식내의 설명변수가 충 분히 외생적이 아닐 경우 회귀계수는 OLS방식으로 추정하되 예측오차의 분산 은 GLS방식으로 추정할 것을 제시한 바 있다. 본 연구에서는 그들의 방법론을 따라서 분석을 시도하기도 하였는데, 그 결과는 GLS추정에 의한 결과와 질적 으로 동일하였다.

(6)

의 관계를 나타내는 식이고, 식 (8)은 y 의 예측치와 과거의 실제치들간의 관 계를 나타낸다. 변수 y 를 예측할 때 과거의 y 값들이 포함된 정보집합을 효율 적으로 사용하였다면, 식 (7)과 식 (8)의 계수들은 같아야 한다. 즉, 합리적 기 대가설의 효율성 특성은 다음의 가설로 나타난다.

H

0 : βi= βi

', i = 0, 1, …, N

(9)

식 (9)는 Chow검정을 통하여 그 채택여부를 판정할 수 있다.

식 (7)과 식 (8)은 전형적인 변수의 누락(omission of variables) 문제를 내 포하고 있다. 그러나, Friedman(1980)에 의하면 변수의 누락은 두 식에서 똑 같은 정도의 편의(bias)를 수반하므로 Chow검정은 유효하다. 한편, Mullineaux(1978)는 식 (7)의 오차의 분산이 식 (8)의 그것보다 더 크다는 것 을 문제시하고 있다. 식 (7)의 오차는 체계적인 (systematic)요인과 확률적인 (random) 요소 모두를 포함하는 반면, 식 (8)의 오차는 단지 확률적인 요소이 기 때문이다. 이러한 이분산(heteroscedasticity)의 문제는 Chow검정의 유효 성을 크게 감소시킨다. Chow검정은 오차항이 동일하게 분포한다는 것을 전제 로 하기 때문이다. 이러한 문제점의 대안으로서 Mullineaux(1978)는 식 (7)에 서 식 (8)을 뺀 다음의 회귀방정식에 근거한 검정방법을 제시하였다.

y

t + 1- y ^et,t + 1=(β0- β0

') +

∑

N

i= 1(βi- βi

')y

t - i + 1+(εt + 1- εt + 1

')

(10) 예측이 효율적이라면 식 (10)의 우변에 있는 모든 계수들의 추정치는 비유의 적일 것이다. 즉, 합리적 기대가설의 효율성 특성은 앞의 식 (9)와 동일하다.

그러나, 이분산의 문제가 고려된 이 경우의 유의성 검정은 일반적인 F검정에 의거할 수 있다.

효율성에 관한 이러한 검정은 예측시점이 s(≥2)기인 경우 다음과 같이 일반 화될 수 있다. 특히, 2기앞 전망의 경우 식 (8)에 의해 다음 식을 얻을 수 있다.

y

^et - 1,t + 1=β^〃₀+β^〃₁

y

^e_{t - 1,t}+∑

N

i=2β^〃_i

y

_{t - i + 1}+ε^〃_{t + 1} (11)

이제, 효율성의 특성은 식 (8)에서 식 (11)을 뺀 다음의 회귀식을 통해 검정 된다.

y

^et,t + 1- y ^et - 1,t + 1=(β0

' -β

^〃0)+(β1

'y

t-β^〃1

y

^et -1,t ) (12) ₊∑

N

i=2(β_i

' - β

^〃_i)y_{t - i + 1}+( ε_{t + 1}

' - ε

^〃_{t + 1})

(7)

식 (12)에 의하면, 예측시점이 2기간일 경우 합리적 기대가설의 효율성을 검 정하기 위해서는 과거에 행해진 예측치도 필요함을 알 수 있다. 일반적인 F검 정에 의거해 효율성을 검정할 수 있는데, 이때의 가설은 다음과 같다.

H

₀ : β_i

' = β

^〃_i, i = 0, 1, …, N (13)

한편, Figlewski-Wachtel(1981)은 정보집합의 구성요소 중 가장 중요한 것 으로 가장 최근의 사후적 예측오차 (yt- y ^et-1,t)를 선택하여, 합리적 기대가설 의 효율성 특성을 다음과 같은 회귀방정식을 통해 검정하고 있다.

⁵⁾

y

t + 1- y ^et,t +1=β0+β1(yt- y ^et -1,t)+εt + 1 (14)

이 경우, 합리적 기대가설의 효율성 특성은 다음의 가설로 나타난다.

H

0 : β0= β1= 0 (15)

식 (15)의 가설은 일반적인 F 검정을 이용하여 그 채택여부를 판가름할 수 있다.

2기 앞선 전망의 경우, Figlewski-Wachtel(1981)의 방법론은 다음과 같이 확장될 수 있다.

y

ê_{t,t +1}- yê_{t -1,t +1}=β₀+β₁(y_t- y ê_{t -1,t})+β₂(y_{t - 1}- y ê_{t -2,t -1})+ε_{t + 1} (16) 이 경우에도, 합리적 기대가설의 효율성 특성은 다음의 가설과 같다.

H

₀ : β₀= β₁= β₂= 0 (17) 합리적 기대가설의 효율성 특성은 위에서 논의된 의미보다 광범위한 것이다.

합리적 기대가설에 의하면 예측오차는 예측 불가능한 충격에만 기인하므로, 예 측오차는 최소한의 비용으로 획득이 가능한 어떠한 정보와도 상관관계를 갖지 않는다. 예측오차와 두 개 이상의 변수를 포함하는 정보집합 사이의 이러한 직 교성(orthogonality)은 다음과 같은 회귀방정식을 통해 분석될 수 있다.

y

t + 1- y ^et,t +1=β0+∑

N

i=1βi It - i + 1+εt + 1 (18)

여기서

I

t는 t 기에 모든 경제주체에게 알려진 관련 경제변수들을 포함하 는 정보집합이다. 정보집합이 y 의 과거 값들만을 포함한다면, 식 (18)은 식 (10)과 같아진다. 또한, 정보집합이 가장 최근의 사후적 예측오차 하나로만 이 루어진 경우, 식 (18)은 식 (14)로 단순화된다. 식 (18)에서 합리적 기대가설의

5) McNees(1978)도 동일한 방법으로 효율성 검정을 수행하였다.

(8)

효율성 특성은 다음의 가설로 나타나며, 이 가설의 채택여부는 일반적인 F 검 정을 통해 판정된다.

H

₀ : β_i= 0, i = 0, …, N (19)

예측시점이 2기간일 경우 식 (18)은 다음과 같이 일반화된다.

y

^et,t +1- y ^et -1,t +1=β0+β1

I

t+β1

' I

^et -1,t+∑

N

i=2βi

I

t - i + 1+εt + 1 (20) 이 경우, 직교성의 특성을 나타내는 가설은

H

₀ : β₁

'= 0, β

_i= 0,

i = 0, …, N으로 변경된다.

2. 資料

본 연구에서 표본으로 선정된 연구기관은 한국개발연구원(KDI), 한국금융연 구원(KIF), 한국경제연구원(KERI), 대우경제연구소(DW) 그리고 LG경제연구 원(LG)이다.

⁶⁾

KDI와 DW의 자료는 반기 및 분기별 전망치 모두를 추출하였다. LG는 반 기별 전망을, KIF와 KERI는 분기별 전망치만을 이용할 수 있었다. 따라서 반 기별 분석대상으로 KDI, LG 및 DW 등 3개 연구기관을, 분기별 분석에서는 KDI, KIF, KERI 그리고 DW 등 4개 기관을 선정하였다.

본 연구에서는 전망자료의 수집이 가능한 경제지표 대부분을 분석대상변수로 추출하였다. 실물경제관련 변수로 경제성장률, 소비자물가상승률, 소비지출증가 율, 총고정자본증가율, 그리고 경상수지 등 5개 지표의 전망치를 수집하였으며, 금융경제관련 변수로는 회사채유통수익률과 원화의 대미달러환율 등 2개 변수 를 채택하였다. 그러나, 회사채유통수익률의 경우 KIF와 DW를 제외한 나머지 연구기관에서는 전망자료가 제공되지 않거나 자료의 일관성이 없어 KIF와 DW 두 기관만 분석하였다. 원화의 대미달러환율도 LG와 KIF의 자료만 채택

6) 이들 국내 연구기관이외에도 WEFA와 DRI 및 OECD 등 해외 연구기관의 국 내 경제전망 자료의 수집도 시도하였다. 그러나 WEFA와 DRI의 경우 책자는 분기별로 발간되나, 한국경제에 대한 예측치는 연간 전망치여서 시계열이 매우 짧은 등 자료의 유용성이 문제가 되었다. OECD의 경우 분기별 예측치가 제공 되나 한국의 OECD가입이 1996년이어서 시계열자료가 길지 않고 자료의 수집 에도 큰 어려움이 따랐다. 이에 따라, 이들 외국기관들은 분석대상에서 제외하 였다.

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할 수 있었으나, 두 기관이 제공하는 환율전망치는 전망기간의 길이가 서로 상 이하여 두 기관의 환율전망에 관한 직접적인 비교는 불가능하였다. 이상의 7개 경제변수에 대하여 본 연구에서는 예측이 1기 앞서 이루어진 경우뿐만 아니라 2기 앞선 전망의 합리성도 분석하였다.

자료의 출처는 KDI의 경우「KDI 경제전망」에서, KIF의 경우는「계간 금융 동향」에서, KERI는「경제전망과 정책과제」에서 발췌하였다. 또한, LG의 경우

「LG경제전망」과「LG주간경제」에서, DW의 경우「분기별 경제전망」과「채권 시장전망」의 자료를 이용하였다.

KDI의「KDI 경제전망」은 1982년부터 1992년까지는 6개월 단위로, 1995년 이후에는 분기별 전망치를 발표하고 있다. 이에 따라 본 연구에서는 우선 반기 별 기준으로 예측자료를 수집하였다. 이 경우 1995년 이후의 상반기와 하반기 자료는 분기별로 발표된 예측치를 평균하여 구하였다. 따라서, 이 연구소의 전 체표본기간은 1982년 상반기부터 1999년 상반기까지이며 분석대상 변수는 회 사채유통수익률과 환율을 제외한 5개의 실물경제변수로 1기(6개월) 앞과 2기 (12개월) 앞선 예측치가 수집되었다. 표본기간 중 1기앞 예측자료는 1993년과 1994년에서, 2기앞 예측자료는 1992년에서 1995년 상반기까지의 자료를 구할 수 없었다. 즉, KDI의 반기별 예측자료의 표본수는 1기 앞의 경우 31개이며, 2 기 앞은 28개이다.

KDI의 경제전망에 대한 합리성 분석은 전체표본기간(1982년 상반기∼1999 년 상반기) 뿐만 아니라 1989년 하반기에서 1999년 상반기까지의 소표본과 1995년 1분기에서 1999년 1분기까지의 분기별 소표본도 대상으로 하였다. 그 이유는 첫째 반기별 소표본의 경우 LG 및 DW와의 비교를 위한 것이며, 둘째 분기별 소표본의 경우에는 KDI의 경제전망 구간이 1995년 이후 상반기 및 하 반기 전망에서 분기별 전망으로 바뀌었기 때문이다. KDI의 분기별 전망에 대 한 분석에서도 1기(3개월) 앞과 2기(6개월) 앞의 예측자료를 수집하였다.

DW에서는 1988년 하반기부터 1994년 하반기까지는 반기별로, 1995년부터 는 분기별 전망자료를 내놓고 있다. 이에 따라 본 연구에서는 DW의 분석대상 표본을 타 연구기관의 반기별 전망자료와 비교하기 위한 반기별 소표본(1989년 하반기∼1999년 상반기), 그리고 분기별 소표본(1995년 1분기∼1999년 1분기) 의 2가지로 구분하였다. 이 연구소의 경우 분석대상 경제변수는 반기별 표본에 서는 회사채유통수익률과 환율을 제외한 5개의 변수이며 분기별 자료에서는 환

(10)

율만을 제외한 6개의 경제변수이다. 반기별 소표본의 1995년 이후 자료는 분기 별 자료의 평균을 구하여 사용하였다.

LG의 경제전망 자료는 1989년부터 대부분 반기별로 제공되었다. 따라서, 이 연구원의 분석대상 표본기간은 1989년 하반기부터 1999년 상반기까지이며 1기 (6개월) 및 2기(12개월) 앞 전망치 모두를 고려하였다. 1기앞 전망치의 표본수 는 20개이며 2기앞 전망치의 경우 1989년 하반기, 1990년 상반기 및 1991년 상반기를 제외한 17개이다. 분석대상 경제변수는 전체 7개의 분석대상 변수에 서 회사채유통수익률만이 제외된 6개의 경제변수이다.

한편, KIF와 KERI의 경제전망치는 모두 분기별 자료이며 1기(3개월) 앞과 2기(6개월) 앞 자료이다. KIF의 경우 전체 표본기간은 1992년 2분기에서 1999 년 1분기이며, 예측자료의 수는 1기앞 전망치의 경우 1992년 4분기 자료의 결 여로 27개이며 2기앞 전망치는 1993년 1분기 등의 결여로 25개이다. KIF의 경제전망에 대한 본 연구의 합리성분석은 1992년 2분기부터 1999년 1분기까지 의 전체표본과 1995년 이후의 소표본을 대상으로 하였다. KIF의 분석대상 변 수는 경제성장률을 비롯한 5개의 실물경제지표 뿐만 아니라 회사채유통수익률 및 원화의 대미달러환율 등 전체 7개 변수 모두를 망라하고 있다.

KERI의 표본기간은 1990년 3분기부터 1999년 1분기까지이다. 이 연구원의 경우 1기앞 전망치는 거의 모두 제공되고 있으나 2기앞 전망치는 1995년 이후 에야 본격적으로 발표되었다. 이에 따라 1기앞 예측자료의 수는 총 33개인 반 면, 2기앞 전망치의 그것은 19개이다.

⁷⁾

이 연구원에 있어 분석대상표본은 전체 표본(1990년 3분기∼1999년 1분기)과 1995년 이후의 소표본 등 2개이다. 분석 대상 경제변수는 KDI의 경우와 마찬가지로 경제성장률, 물가상승률, 소비지출 증가율, 총고정자본증가율 및 경상수지 등 5개의 실물경제변수에 한한다.

III. 實證分析

1. 不偏性檢定

<표 1>∼<표 5>는 본 연구에서 선정된 5개 표본 연구기관들의 1기앞 경제 7) KERI의 경우 1994년 2분기와 3분기에 대한 1기앞 전망치를 수집할 수 없었으 며, 2기앞 전망치는 1993년 3분기부터 가능했으나 1994년 2분기∼1995년 1분기 의 자료가 제공되지 않았다.

(11)

전망이 실제치의 불편 예측량인지의 여부를 검정한 결과를 요약하고 있다. 검정 에 사용된 회귀방정식은 앞의 식 (3)이며, 합리적 기대가설의 불편성 특성은 식 (4)와 식 (5)의 귀무가설로 나타난다.

1기 앞선 전망의 대상인 경제변수는 경제성장률, 물가상승률, 소비지출증가율, 총고정자본증가율 그리고 경상수지 등 5개 실물경제변수와 원화의 대미달러환 율(LG와 KIF) 및 회사채유통수익률(DW와 KIF) 등 2개의 금융경제변수가 채 택되었다.

분석대상 연구기관은 표본기간에 따라 총 10개이며 1기앞 전망자료의 불편성 검정을 위한 회귀방정식은 총 56개이다. <표 1>에서 <표 5>까지 보고된 56 개의 회귀방정식 중 불편성 가설을 채택하고 있는 방정식은 14개(전체방정식의 25%)에 불과하다.

따라서, 국내 연구기관들의 1기앞 경제전망은 일반적으로 합리적 기대가설을 지지하지 못한다고 할 수 있다. 불편성 특성을 만족시키는 14개 회귀방정식 중 반기별 전망자료에 기초한 것은 6개이며 나머지 8개는 분기별 전망자료에 의한 결과이다. 특히, 이들 분기별 전망자료에 의해 불편성 특성을 만족시키는 8개 회귀방정식 중 7개는 1995년 이후의 전망치를 대상으로 하고 있다. 이와 같은 결과는 국내연구기관들의 경제변수에 대한 전망이 최근 크게 개선되었다는 조 장옥-김준원(1999)의 분석과 일치하는 것이다.

1기앞 전망치의 불편성 검정결과를 각 연구기관별로 살펴보면 다음과 같다.

<표 1>에 의하면, KDI의 경우 전체표본(1982년 상반기∼1999년 상반기)을 대 상으로 한 검정결과는 합리적 기대가설의 불편성 특성을 완전히 기각하고 있다.

경제성장률을 포함한 5개의 실물경제변수에 대한 전망치가 모두 상당한 편의를 수반하고 있기 때문이다.

경제성장률의 경우 F검정통계량은 비유의적이지만 경제성장률의 예측오차에 는 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의적인 시계열 상관관계가 존재한다. 소비 자물가를 기초로 한 물가상승률에 있어서도 경제성장률과 유사한 결과가 나타난 다. 특히, 소비지출증가율의 경우 예측오차가 화이트노이즈가 아닐 뿐만 아니라

F검정통계량도 5% 유의수준에서 유의적이다. LG 및 DW와의 비교를 위해 설

정된 KDI의 1989년 하반기∼1999년 상반기의 소표본에서, 불편성 검정결과는 전체표본에서의 결과와 다소 상이하게 나타난다. 5개의 회귀식 중 물가상승률과 총고정자본증가율에 관한 전망이 불편성 가설에 부합하고 있기 때문이다.

(12)

<표 1> 한국개발연구원(KDI)의 불편성 검정(1기앞 전망자료)

식 (3): y_{t + 1} = β₀ + β₁

y

^e_{t,t +1} + ε_{t + 1}

β0 β1 DW Q F (1982년 상반기∼1999년 상반기)

경제성장률 물가상승률 소비지출증가율 총고정자본증가율 경상수지

0.41 (0.65) 0.88 (1.42) 1.36 (2.89) 1.07 (1.10) -1.28 (-0.36)

0.93 (12.7) 0.85 (7.52) 0.82 (13.4) 0.93 (12.5) 0.90 (14.0)

0.72^***

0.92^***

0.76^***

1.24^**

2.45

22.6^***

2.67 13.18^***

3.50 6.44^**

0.36 1.01 4.53^**

0.66 1.23

(1989년 하반기∼1999년 상반기) 경제성장률

물가상승률 소비지출증가율 총고정자본증가율 경상수지

-0.15 (-0.89) 0.34 (0.41) 0.65 (1.38) 0.39 (0.33) -1.92 (-0.32)

0.97 (13.3) 0.91 (7.22) 0.83 (14.3) 0.90 (11.2) 0.89 (10.5)

0.82^***

1.41 0.79^***

1.32 2.45

7.94^**

1.89 8.19^**

2.09 4.73^*

2.27 0.41 4.24^**

0.79 0.78

(1995년 1분기∼1999년 1분기) 경제성장률

-0.53 (-1.45) 0.03 (0.36) 1.18 (3.48) 2.00 (2.15) 2.41 (0.90)

1.00 (18.6) 0.98 (50.2) 0.90 (19.3) 0.67 (13.5) 0.69 (10.5)

1.05 1.84 1.36 1.41 1.53

2.40 0.27 1.46 2.64 3.11

1.49 0.57 7.01^***

31.86^***

11.04^***

주：추정치 밑 괄호안의 숫자는 t값임. DW는 Durbin-Watson 통계량이며 Ljung-Box 통계량인 Q값은 시차의 길이가 2인 경우만 나타냈음. F는 귀무가설 식 (5)에 대한 검정통계량임.

*는 10%의 유의수준에서 통계적으로 유의성이 있음을 나타냄.

**는 5%의 유의수준에서 통계적으로 유의성이 있음을 나타냄.

***는 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의성이 있음을 나타냄.

(13)

한편, 1995년 이후 KDI의 분기별 전망은 경제성장률과 물가상승률에 있어 합리적 기대가설을 강하게 지지하고 있다. 그러나, 경제성장률보다 더 세부적인 변수라 할 수 있는 소비지출증가율과 총고정자본증가율은 불편성 특성을 기각 하고 있으며, 경상수지에 관한 전망치 역시 편의를 수반하고 있다. 따라서, KDI의 1기앞 전망자료는 1995년 이후 경제성장률과 물가상승률 등 기축적인 경제변수는 합리적 기대가설에 부합되고 있으나, 보다 세부적인 경제변수는 합 리적 기대가설의 불편성을 만족시키지 못하고 있는 것으로 분석된다.

<표 2>에서 알 수 있듯이, LG의 1기 앞선 경제전망은 합리적 기대가설을 어느 정도 지지하고 있다. 1989년 하반기에서 1999년 상반기까지의 표본기간을 대상으로 불편성을 검정한 결과 총 6개 회귀방정식 중 3개의 회귀식이 불편성 가설과 부합하고 있기 때문이다. 세부내역을 살펴보면 경제성장률과 총고정자본 증가율 및 경상수지 등의 경제변수는 불편성을 만족시키는 반면, 물가상승률과 원화의 대미달러환율의 경우 F값은 각각 유의수준 5%와 1%에서 유의적이며 소비지출증가율의 경우 예측오차가 화이트노이즈가 아닌 것으로 나타나고 있다.

<표 3>에 따르면, DW의 경우 LG와 동일한 표본기간(1989년 하반기∼

1999년 상반기)을 대상으로 한 불편성 검정결과는 이 연구원의 1기(6개월) 앞 전망치에 경제성장률을 제외하고 많은 편의가 존재하고 있음을 시사하

<표 2> LG경제연구원(LG)의 불편성 검정(1기앞 전망자료)

식 (3): yt + 1 = β₀ + β₁

y

^e_{t,t +1} + ε_{t + 1}

β0 β1 DW Q F (1989년 하반기∼1999년 상반기)

원화의 대미달러 환율

0.10 (0.18) 2.55 (2.93) 2.33 (2.88) 1.48 (1.49) -0.98 (-0.21) 26.3 (0.84)

1.00 (12.0) 0.64 (4.28) 0.67 (6.40) 0.94 (12.9) 0.88 (14.1) 0.08 (0.44)

1.77 1.75 1.07^**

1.61 2.05 2.14

0.08 1.28 2.64 0.95 0.45 1.95

0.06 4.60^**

5.75 1.16 1.86 10.47^***

주：<표 1>과 동일.

(14)

고 있다. 이 표본의 물가상승률, 소비지출증가율, 총고정자본증가율의 F값은 각각 1%, 5%, 1%의 유의수준에서 유의적인 것으로 나타나고 있으며, 경상수 지는 F값은 비유의적이지만 예측오차상의 시계열 상관이 존재하는 것으로 나 타나고 있다.

1989년 하반기∼1999년 상반기의 공통된 표본기간에 대한 KDI와 LG 및 DW의 불편성 검정결과를 요약하면 다음과 같다. KDI의 경우 합리적 기대가 설의 불편성 특성을 만족시키는 경제변수는 물가상승률과 총고정자본증가율이 었다. KDI의 경제성장률에 대한 전망이 불편 예측량이 아닌 것과는 대조적으 로, DW와 LG의 경제성장률 전망은 불편성의 특성을 만족시키고 있다. 또한,

<표 3> 대우경제연구소(DW)의 불편성 검정(1기앞 전망자료)

식 (3): yt + 1 = β0 + β1

y

^et,t +1 + εt + 1

β0 β1 DW Q F (1989년 하반기∼1999년 상반기)

1.84 (2.49) 5.50 (4.64) 1.04 (2.72) 4.51 (3.84) -2.77 (-0.35)

0.80 (7.45) 0.10 (0.44) 0.85 (17.1) 0.69 (9.96) 1.13 (7.44)

1.28 0.81^***

1.25 0.99^**

1.31

2.06 4.00 1.74 3.94 4.78^*

3.11 11.42^***

4.58^**

14.76^***

0.44

물가상승률 소비지출증가율 총고정자본증가율 경상수지 회사채유통수익률

0.88 (1.34) 2.94 (1.95) 1.68 (1.89) 2.42 (2.05) 3.72 (0.50) -0.18 (-0.46)

0.89 (8.82) 0.37 (1.48) 0.76 (6.45) 0.62 (10.6) 0.30 (1.36) 0.55 (4.58)

1.10 1.02 0.89^**

1.15 1.56 1.94

0.48 0.51 1.52 2.33 0.67 0.65

1.00 3.74^**

3.27 30.74^***

4.81^**

6.60^***

(15)

LG의 경우 총고정자본증가율과 경상수지에 대한 전망도 불편 예측량인 것으로 밝혀졌다.

한편, DW의 1995년 1분기∼1999년 1분기의 소표본 분석결과도 앞의 반기 별 표본결과와 동일하다. 즉, 이 표본에서도 경제성장률에 관한 예측은 불편성 의 특성을 채택하고 있는 반면, 회사채유통수익률을 비롯한 나머지 5개의 변수 들은 모두 불편성 가설을 기각하고 있다. 이러한 분석결과는 조장옥-김준원

<표 4> 한국금융연구원(KIF)의 불편성 검정(1기앞 전망자료) 식 (3): yt + 1 = β0 + β1

y

^et,t +1 + εt + 1

β0 β1 DW Q F

원화의 대미달러 환율 회사채유통수익률

0.16 (0.47) 2.92 (4.73) 1.10 (3.01) 1.41 (1.69) 1.73 (0.43) 2.93 (0.31) -0.001 (-0.01)

0.96 (18.5) 0.48 (4.15) 0.82 (16.7) 0.83 (13.6) 0.38 (3.67) 0.82 (9.94) 0.98 (18.1)

1.58 0.79^***

1.24 1.23 2.25 2.95 2.74

0.72 8.41^**

4.26 5.22^* 1.78 9.98^***

7.59^**

0.18 11.22^***

7.69^***

4.65^**

16.96^***

2.12 0.02

원화의 대미달러 환율 회사채유통수익률

0.06 (0.17) 0.12 (0.42) 1.03 (2.01) 0.19 (0.20) 4.03 (0.62) 5.77 (0.35) 0.00 (0.05)

0.97 (17.5) 0.97 (18.0) 0.81 (12.6) 0.79 (12.4) 0.33 (2.41) 0.82 (7.37) 1.00 (14.1)

1.44 1.54 1.19 1.43 2.02 2.97 2.70

0.75 1.32 2.77 4.21 1.06 6.45^**

5.27^*

0.06 0.10 5.10^**

5.17^**

11.89^***

1.24 0.004

주: <표 1>과 동일.

(16)

(1999)의 그것과 상반되고 있다. 조장옥-김준원(1999)의 DW의 동일 표본기 간에 대한 분석결과는 경제성장률이 아닌 물가상승률에 관한 전망치가 불편성 의 특성과 부합하고 있기 때문이다. 이러한 불일치는 자료집계상의 차이에 기인 할 수 있다. 조장옥-김준원(1999)의 연구에서는 ( t-2)기의 정보로 ( t-1)기 에서 t 기의 어떤 경제변수( y)를 전망했을 때 그 값을 y ^e_t-1,t 으로 채택하였 으나, 본 연구에서는 ( t-1)기의 정보에 기초한 t 기의 전망치를 y ^e_t-1,t 으로 채택하고 있다.

<표 4>에 의하면, KIF의 전체표본기간(1992년 2분기∼1999년 1분기)을 대 상으로 한 1기앞 자료의 불편성 검정 결과는 DW의 경우와 유사하다. 경제성 장률에 대한 1기앞 전망만이 불편성 특성에 부합되고 있으며 물가상승률, 소비 지출증가율, 총고정자본증가율 그리고 경상수지 등 4개 변수는 F값이 5% 또 는 1%의 유의수준에서 유의한 것으로 나타나고 있다. 또한, 원화의 대미달러환 율 및 회사채유통수익률은 F값은 비유의적이나 Ljung-Box 통계량이 각각 유 의수준 1%와 5%에서 유의적인 것으로 나타나 이들 변수의 전망치에도 많은 편의가 존재함을 함축하고 있다.

그러나, 1995년 이후 KIF의 분기별 경제전망은 KDI의 그것과 마찬가지로 경제성장률과 물가상승률에 있어 합리적 기대가설의 불편성 특성과 부합하고 있다. 하지만, 소비지출증가율과 총고정자본증가율 등 하부변수들에는 여전히 편의가 심하며 경상수지에 관한 전망 역시 불편성의 특성을 만족시키지 못하고 있다. 원화의 대미달러환율 및 회사채유통수익률 등 금융변수도 F값은 비유의 적이나 여전히 예측오차내 시계열 상관이 존재하는 것으로 드러났다.

마지막으로 KERI의 전체표본기간(1990년 3분기∼1999년 1분기)의 불편성 결과를 보고하고 있는 <표 5>에 따르면, 이 연구소의 경제변수들에 대한 모든 예측치는 상당한 편의가 있음을 나타낸다. 그러나, 1995년 이후의 전망치에 있 어서는 KIF 및 KDI와 마찬가지로 경제성장률과 물가상승률에 관한 예측치가 불편성의 특성과 부합하는 모습을 보여준다. 따라서, 이 연구소의 경우에도 1995년 이후 경제성장률과 물가상승률의 2개 변수에 대한 전망은 크게 개선되 었다고 볼 수 있으나, 여타 하부변수들에 대한 예측은 여전히 개선의 여지를 안고 있다고 할 수 있다.

이상의 각 연구기관들의 1기앞 전망치에 대한 불편성 검정 결과를 정리해 보

(17)

<표 5> 한국경제연구원(KERI)의 불편성 검정(1기앞 전망자료)

식 (3): yt + 1 = β0 + β1

y

^et,t +1 + εt + 1

β0 β1 DW Q F

0.04 (0.10) 1.06 (3.26) 0.54 (0.51) 1.54 (1.82) 0.38 (0.14)

1.00 (17.1) 0.77 (16.2) 0.88 (18.0) 0.89 (13.3) 0.65 (6.69)

1.24^**

1.78 0.80^***

0.94^***

2.51

4.57 2.99 13.82 9.93^***

3.56

0.03 16.56^***

2.48 2.28 5.95^***

-0.13 (-0.37) 0.31 (1.27) 0.61 (1.16) 0.82 (0.89) 2.59 (0.55)

1.00 (18.1) 0.94 (21.0) 0.90 (12.5) 0.81 (13.4) 0.59 (4.86)

1.36 1.95 0.88^**

1.39 2.26

1.27 2.87 5.41^* 2.26 0.45

0.10 0.84 1.12 5.87^**

5.32^**

면, 각 연구기관들은 반기보다는 분기별 전망에 있어 합리적 기대가설의 불편성 특성을 만족시키고 있음을 알 수 있다. 특히, 1995년 이후 경제성장률과 물가 상승률에 관한 전망은 불편성의 관점에서 볼 때 크게 개선되고 있다. 그러나, 소비지출증가율과 총고정자본증가율 등 하위변수 및 회사채유통수익률과 원화 의 대미달러환율 등에 대한 전망은 거의 개선되지 않고 있다.

<표 6>∼<표 10>은 본 연구에서 선정된 5개 표본 연구기관들의 2기앞 경 제전망이 실제치의 불편 예측량인지의 여부를 검정한 결과를 보고하고 있다. 검 정에 사용된 회귀방정식은 앞의 식 (6)이다.

2기앞 경제전망의 불편성 가설을 검정하기 위한 회귀식의 추정방법은 GLS

(18)

이다.

⁸⁾

2기 앞선 전망의 분석대상변수도 1기 앞선 전망의 자료와 마찬가지로 5 개의 실물경제변수와 2개의 금융경제변수이다. 분석대상 연구기관 역시 표본기 간에 따라 총 10개이며 불편성 검정을 위한 회귀방정식도 총 56개이다.

<표 6>에서 <표 10>까지 요약된 56개의 회귀방정식 중 불편성 가설을 채 택하고 있는 방정식은 8개(전체의 14.2%)에 불과하다. 따라서, 국내 연구기관 들의 2기앞 경제전망은 1기앞의 경우보다 더 합리적 기대가설에 부합하지 못한 것으로 나타나고 있다. 그런데, 불편성 특성을 만족하는 8개 회귀식 모두는 분 기별 전망자료에 기초한 것이어서 1기앞 전망의 분석결과보다 반기별 전망자료 의 합리성은 더욱 떨어지고 있다. 이는 전망시점의 길이가 멀어질수록 예측자료 가 합리적이지 않다고 해석할 수 있다.

특히, 불편성 특성을 만족하는 회귀방정식 8개 중 7개는 1995년 1분기 이후 의 전망치를 대상으로 하고 있어 2기앞 경제전망의 경우도 1기앞 경제전망과 같이 1995년 이후 국내 연구기관들의 경제예측이 다소 개선되고 있음을 시사하 고 있다.

2기앞 전망치의 불편성 검정결과를 각 연구기관별로 살펴보면 다음과 같다.

<표 6>에서 나타난 바와 같이, KDI의 전체표본(1982년 상반기∼1999년 상반 기)을 대상으로 한 검정결과는 합리적 기대가설을 강하게 기각하고 있다. 왜냐 하면 5개 회귀식 모두가 불편성과 부합하지 않기 때문이다. 경제성장률, 소비지 출증가율 그리고 경상수지는 F통계량이 비유의적이나 불편성 특성을 만족하기 위한 조건( ρ₂= … = ρ_k= 0)은 기각되고 있다. 한편, 물가상승률과 총고정자본 증가율의 경우 F검정통계량은 각각 유의수준 1%와 10%에서 유의적인 것으 로 나타나고 있다.

KDI의 반기별 소표본(1989년 상반기∼1999년 상반기)에서도 5개 경제변수 의 불편성은 모두 기각되고 있다. 이 표본기간에서도 앞의 전체표본기간과 마찬 가지로 경제성장률, 소비지출증가율 그리고 경상수지는 F통계량이 비유의적이 나 불편성 특성을 만족하기 위한 조건( ρ2= … = ρk= 0)은 기각되고 있다.

8) 본 연구에서는 Brown-Maital(1981)이 제시한 대로 2기앞 전망의 경우 회귀계 수는 OLS로, 공분산의 추정은 GLS에 의해 불편성을 검정해 보았다. 분석결과 불편성에 부합하는 회귀방정식은 8개로 GLS의 결과와 같았으며

F

^{검정통계량} 의 수치만 약간 달랐을 뿐 결과해석상 질적인 차이점이 발견되지 않았다. 이에 따라, GLS의 결과만 본 논문에 게재하였음.

(19)

<표 6> 한국개발연구원(KDI)의 불편성 검정(2기앞 전망자료)

식 (6): yt + 2 = β0 + β1

y

^et,t +2 + εt + 2

β0 β1 ρ1 Q F

(1982년 상반기∼1999년 상반기) 경제성장률

-1.08 (-0.73) 3.54 (5.84) 0.41 (0.41) 4.54 (2.52) 0.07 (0.01)

1.16 (6.23) 0.28 (3.24) 0.93 (6.89) 0.49 (5.12) 0.74 (3.40)

0.21 (0.97) 0.93 (15.7) 0.48 (0.48) 0.84 (7.40) -0.09 (-0.37)

10.59^***

5.85^***

4.58^**

11.22^**

11.98^***

0.42 34.51^***

0.10 13.90^* 0.68

-2.01 (-1.45) 1.12 (1.65) -1.59 (-1.52) 4.11 (1.67) -1.28 (-0.09)

1.15 (6.31) 0.72 (7.83) 1.10 (8.15) 0.45 (4.64) 0.69 (2.71)

-0.02 (-0.09) 0.99 (27.1) 0.12 (0.38) 0.95 (21.1) 0.04 (0.14)

12.70^***

3.65^**

8.65^***

0.35 8.07^**

1.75 6.60^***

0.20 16.23^***

0.72

-0.21 (-0.17) -0.67 (-0.58) 1.38 (0.64) 1.01 (0.61) 4.00 (0.49)

0.91 (4.75) 1.10 (5.07) 0.21 (1.12) 0.67 (7.16) 0.35 (1.98)

0.77 (3.86) -0.006 (-0.01) 0.90 (12.4) 0.52 (2.16) 0.12 (0.35)

1.87^***

1.92 1.00 1.01 0.19

0.24 0.22 8.19^***

8.17^***

6.48^**

주：추정치 밑 괄호안의 숫자는 t값임. Q값은 ρ2=ρ3=…=ρk=0의 가설을 검정하기 위 한 Wald검정의 결과치임. ρ1의 값은 오차항의 MA(1)의 회귀계수임.

*는 10%의 유의수준에서 통계적으로 유의성이 있음을 나타냄.

**는 5%의 유의수준에서 통계적으로 유의성이 있음을 나타냄.

***는 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의성이 있음을 나타냄.

(20)

<표 7> LG경제연구원(LG)의 불편성 검정(2기앞 전망자료)

식 (6): yt + 2 = β0 + β1

y

^et,t +2 + εt + 2

β0 β1 ρ1 Q F

(1989년 하반기∼1999년 상반기)

원화의 대미달러 환율

4.03 (1.87) 3.39 (2.67) 4.10 (2.18) 2.35 (0.65) 1.65 (0.07) 36.2 (1.08)

0.29 (1.16) 0.46 (2.02) 0.12 (0.72) 0.11 (0.58) 0.07 (0.29) -0.28 (-1.22)

0.99 (18.3) 0.49 (1.58) 0.99 (11.4) 0.93 (23.6) 0.32 (1.21) 0.02 (0.09)

34.41^***

8.39^***

17.81^***

4.38^**

4.61^**

1.66

3.83^**

3.57^* 14.38^***

9.93^***

7.3^***

15.13^***

주: <표 6>과 동일.

또한, 이 연구소의 1995년 이후의 소표본을 검정한 결과도 전체표본 및 반기 별 소표본의 분석결과와 크게 차이가 없다. 다만 5개의 회귀방정식 중 물가상 승률만이 불편성 특성과 부합하고 있다. 이 표본기간에서는 경제성장률은 F통 계량이 비유의적이나 불편성 특성을 만족하기 위한 조건( ρ2= … = ρk= 0)은 기각되는 반면, 총고정자본증가율 등 3개 변수는 F통계량이 5% 또는 1% 유 의수준에서 유의적인 것으로 나타나고 있다. 따라서, KDI의 1995년 이후의 2 기 앞선 분기별 경제전망자료는 물가상승률을 제외하고 대부분 편의가 심한 것 으로 분석되었다.

<표 7>에 따르면, LG의 2기 앞선 경제전망도 합리적 기대가설의 불편성 특 성과 부합하지 않는 것으로 나타난다. 1기간 앞선 경제전망의 불편성 검정결과 와는 달리 경제성장률과 원화의 대미달러환율 등 총 6개 변수에 관한 회귀방정 식은 모두 합리적 기대가설을 기각하고 있다. 특히, 대부분 변수의 F통계량은 매우 유의한 것으로 나타나고 있으며, 예측오차의 이동평균 오차항에도 2계 이 상의 시계열상관이 존재하는 것으로 분석되었다.

<표 8>에서 알 수 있듯이, DW의 2기 앞선 전망에 대한 불편성 검정결과도 앞의 두 연구소의 경우와 큰 차이가 나지 않는다. 먼저, 반기별 소표본(1989년

(21)

<표 8> 대우경제연구소(DW)의 불편성 검정(2기앞 전망자료)

식 (6): yt + 2 = β0 + β1

y

^et,t +2 + εt + 2

β0 β1 ρ1 Q F

2.46 (1.43) 3.38 (2.37) 3.95 (2.38) 4.71 (1.77) 0.87 (0.04)

0.63 (2.60) 0.27 (0.83) 0.35 (1.79) 0.53 (3.03) 0.00 (-0.00)

0.56 (2.85) 1.47 (3.26) 0.94 (10.5) 0.65 (3.11) 0.26 (0.97)

13.27^***

45.23^***

3.80^**

9.84^***

143^***

1.18 4.09 5.64^**

4.41^**

3.71^**

물가상승률 소비지출증가율 총고정자본증가율 경상수지 회사채유통수익률

0.86 (0.54) 1.35 (2.32) 1.65 (0.92) -0.17 (-0.06) 8.01 (0.89) 11.87 (3.59)

0.68 (2.64) 0.73 (6.85) 0.50 (2.17) 0.47 (3.03) -0.32 (-1.36) 0.21 (0.90)

0.57 (1.93) -0.91 (-15.3) 0.87 (5.74) 0.61 (2.60) 0.24 (0.88) 1.60 (2.66)

623.73^***

2.91^* 12.81^***

35.84^***

64198^***

58.57^***

0.78 3.19^* 0.42 5.85^**

15.94^***

9.15^***

주: <표 6>과 동일.

상반기∼1999년 상반기)의 5개 회귀식은 모두 불편성 특성과 부합하지 않고 있 다. 경제성장률과 물가상승률의 경우 F값은 비유의적이지만, 불편성 특성을 만 족하기 위한 조건( ρ₂= … = ρk= 0)은 기각되고 있다. 소비지출증가율, 총고정 자본증가율, 그리고 경상수지의 F값은 5%의 유의수준에서 유의한 것으로 나 타나고 있으며, Wald검정 결과 불편성 특성이 기각되고 있다.

다음으로 이 연구소의 1995년 이후의 분기별 자료를 보면 회사채유통수익률 을 비롯한 6개 회귀방정식 모두 불편성 특성을 만족시키지 못하고 있다. 반기 별 표본과 마찬가지로 분기별 전망자료의 6개 변수 모두 불편성 특성을 만족

合理的 期待假說에 근거한 國內 經濟展望의 合理性에 관한 硏究*