화폐유통속도의 장기 결정요인 분석

화폐유통속도의 장기 결정요인 분석

1997. 11

남 광 희

한 국 경 제 연 구 원

발간사

우리는 경제규모에 비해 통화량 수준이 낮고, 그래서 기업의 생산활동에 필요 한 통화공급이 원활하게 지원되지 않고 있으므로, 통화공급을 대폭 확대하여 경제활동을 활성화하여야 한다는 주장을 자주 접하게 된다.

이러한 주장의 근거로 한국은 국민소득에 대한 통화량의 비율인 마샬 k가 선 진국 뿐만 아니라 경쟁국에 비해서도 낮다는 사실이 제시되고 있다. 실제로 95 년 현재, 우리나라의 마샬 k(M2 기준)는 0.39로서, 미국(0.51), 캐나다(0.49), 독 일(0.63) 보다 낮고, 일본(1.09), 대만(1.75)에 비해 월등히 낮다. 이처럼 마샬 k 가 낮은 수준이기 때문에 기업들의 생산활동이 지장을 받고 있으므로 통화량 을 늘려서 그 비율을 높여야 한다는 소위 “마샬 k 논쟁” 또는 “통화량부족가 설”을 검정하는 것이 본 연구의 목적이다.

이를 위하여 본 연구는 마샬 k와 그 역수인 화폐유통속도의 결정요인에 관하 여 고찰하고, 통화공급량을 확대하면 과연 마샬 k(화폐유통속도)를 높일(낮게 할)수 있는지 분석하였다. 본 연구에서 관심을 가지고 분석하고자 하는 주된 내용은 화폐유통속도의 장기적인 움직임이다. 장기 통화공급증가율을 변화시킬 때 민간의 화폐보유량은 장기적으로 어떻게 변화하며, 실질소득, 인플레이션율 등 다른 경제변수들도 어떤 방향으로 변화하며, 그것이 화폐유통속도에 어떤 영향을 끼치는지를 고찰하고자 하였다.

이 연구가 화폐유통속도 및 마샬 k에 관한 일반인, 재계 및 학계의 이해를 돕 는 한 계기가 되기를 바라며, 연구를 위해 수고한 거시경제연구실의 남광희 연 구위원의 노고에 감사한다. 또한 자료 및 원고정리를 도운 이난 연구조원에게 감사를 전한다. 그리고, 유익한 조언을 해주신 익명의 논평자에 감사드린다. 끝 으로 이 연구의 내용은 필자의 개인적 견해이며 본원의 공식적인 견해가 아님 을 밝혀둔다.

1997년 11월

한국경제연구원 원장 좌승희

Abstract

Long-term Determinants of the Velocity of Money

Kwanghee Nam It is frequently argued that the level of money stock in Korea is low compared to the GDP level, and money supply is not smoothly channeled to the firms. Thus, economic activities could be boosted by increasing the money supply.

To support this argument, the Marshall k is cited: the Marshall k of Korea is low, recording 0.39, which is below those of the U.S.(0.51), Canada(0.49), Germany(0.63), and far below those of Japan(1.09) and Taiwan(1.75). This paper examines "the argument of Marshall k": economic activities can be fostered by increasing the money supply and Marshall k.

To examine this argument, this paper builds a general equilibrium model based on an endogenous growth model. And, the paper investigates the long-term determinants of Marshall k or its reciprocal, Money Velocity. It also investigates whether money supply could boost the real ecoonomic activities by looking at the movements of real output, consumption, labor hour and inflation in response to the money supply shock.

According to the result of simulations, a positive money supply shock generates a decrease in real money balance and consequently an increase in Money Velocity. It implies that "the argument of Marshall k" does not work at least in the model specified in the paper.

<제목차례>

Ⅰ. 서 론

Ⅱ. 화폐유통속도의 추이 및 특징

1. 개념

2. 추이 및 특징 3. 국제비교

Ⅲ. 기존 이론 및 연구

1. 교환수단으로서의 기능을 강조하는 이론 2. 자산으로서의 기능을 강조하는 이론 3. 제도론적 접근법

4. 신고전파 이론

Ⅳ. 모형

1. 가계부문 2. 금융부문 3. 생산부문 4. 균형의 성격

5. 화폐유통속도의 결정요인

Ⅴ. 계량모형의 추정

1. 계량모형의 설정

2. 단위근 검정과 공적분 분석

Ⅵ. 의태분석

1. 매개변수의 추정 2. 의태분석

Ⅶ. 결 론

<표차례>

<표 1> 유통속도

<표 2> 유통속도와 주요변수간의 상관관계

<표 3> 예금회전율

<표 4> 마샬 k (M1, M2, M3 기준)

<표 5> 주요국의 마샬 k

<표 6> 주요국의 화폐유통속도

<표 7> 화폐유통속도와 주요변수의 상관관계

<표 8> 화폐유통속도의 횡단면 추정. a

<표 9> 화폐유통속도의 횡단면 추정. b

<표 10> 단위근 검정

<표 11> Johansen 공적분 검정

<표 12> CCR추정

<표 13> 매개변수들의 값(분기기준)>

<표 14> 화폐공급증가율 변화에 따른 경제변수들의 반응

<그림차례>

<그림 1> 유통속도(M2, M3 기준)

<그림 2> 유통속도(M1, M2, M3 기준)

<그림 3> 예금회전율

<그림 4> 마샬 k (M2 기준)

<그림 5> 마샬 k (M1, M2, M3 기준)

<그림 6> 마샬 k 및 금융자산/소득 비율의 추이

<그림 7> 주요국의 마샬 k 추이

<그림 8> 주요국의 유통속도 추이

<그림 9> 표준화된 주요국의 유통속도 추이 (1990=100)

<그림 10> 조사대상 68개국의 유통속도(V2) 수준

Ⅰ. 서 론

우리는 경제규모에 비해 통화량 수준이 낮다는 주장을 종종 듣는다. 기업의 생 산활동에 필요한 원활한 통화공급이 지원되지 않아 지장을 받는다는 이야기도 들린다. 따라서, 통화공급을 대폭 확대하여 경제활동을 활성화하여야 한다는 주장도 있다.

이러한 주장의 근거로 국민소득에 대한 통화량의 비율인 마샬 k가 선진국 뿐 만 아니라 경쟁국에 비해서도 낮다는 사실이 제시되고 있다. 실제로 95년 현 재, 우리나라의 마샬 k(M2기준)는 0.39로서, 미국(0.51), 캐나다(0.49), 독일 (0.63) 보다 낮고, 일본(1.09), 대만(1.75)에 비해 월등히 낮은 것이 사실이다.

이처럼 마샬 k가 낮은 수준이고, 이 때문에 기업들의 생산활동에서 지장을 받 고 있으므로 통화량을 늘려서 그 비율을 높여야 한다는 소위 “마샬 k 논쟁”

또는 “통화량부족가설”을 검정하는 것이 본 연구의 목적이다.

이를 위하여 본 연구는 마샬 k와 그 역수인 화폐유통속도의 결정요인에 관하 여 고찰하고, 통화공급량을 확대하면 과연 마샬 k(화폐유통속도)를 높일(낮일) 수 있는지 분석하였다. 본 연구에서 관심을 가지고 분석하고자 하는 주된 내용 은 화폐유통속도의 장기적인 움직임이다. 장기 통화공급증가율을 변화시킬 때 민간의 화폐보유량은 장기적으로 어떻게 변화하며, 실질소득, 인플레이션율 등 다른 경제변수들도 어떤 방향으로 변화하며, 그것이 화폐유통속도에 어떤 영향 을 끼치는지를 고찰하고자 하였다. 이처럼 장기적인 유통속도 또는 마샬 k의 결정요인에 주목하는 것은 마샬 k 논쟁 또는 통화량부족가설이 의미하는 마샬 k의 감소방안 또는 통화량부족 해소 방안 등이 단기적인 통화량부족을 해소하 기 위한 것이라기 보다는 장기적인 해소방안에 주안점을 둔 것이라고 생각하 기 때문이다.

먼저, Ⅱ장에서는 마샬 k의 역수인 화폐유통속도의 개념을 정의하고, 그 추이 를 살펴보았다. 그리고, 유통속도와 주요 거시경제변수간에 어떤 상관관계를 가지는지 확인하였다. 또한 유통속도의 또다른 지표로서 이용되는 예금회전율 의 변화추이 및 마샬 k와 밀접한 관련이 있는 금융심화도의 변화추이도 살펴 보았다.

그리고, 우리나라와 주요 6개국간의 마샬 k 및 화폐유통속도의 변화추이를 추 적하였다. 한편, 68개국을 대상으로 유통속도의 결정요인에 대한 횡단면 추정

을 통하여 국가간 유통속도의 차이를 규명하고자 하였다.

그리고 Ⅲ장에서는 유통속도에 대한 기존 이론들에 대하여 조사하였다. Fisher 로부터 시작된 화폐의 교환수단으로서의 기능을 강조하는 이론에서 지급결제 제도의 발달에 따른 유통속도의 변화에 대한 추론을 살펴본 뒤, 화폐를 여러 금융자산가운데 하나로 인식하는 이론을 다루었다. 그리고, 금융시장구조를 강 조하는 제도론적 접근법을 소개한 뒤, 신고전파 모형의 현금선불조건의 한계에 대하여 살펴보았다.

한편, Ⅳ장에서는 거래비용함수를 정형화한 일반균형모형을 가계, 금융, 생산부 문 등으로 나누어 설정하였다. 본 모형을 통하여 인플레이션, 실질소득 및 금 융기관발달정도에 따라 정상상태에서의 유통속도의 수준이 어떻게 변화하는가 를 정상상태의 조건식들로부터 구하였다.

Ⅴ장에서는 Ⅳ장에서 구한 화폐유통속도의 결정식을 이용하여 계량모형을 설 정하고 이에 대하여 단위근 검정 및 공적분 검정을 실시하였다. 그리고 공적분 검정을 통하여 유통속도와 국민소득 및 예상인플레이션 등과의 장기적인 관계 식도 추정하였다.

Ⅵ장에서는 Ⅳ장에서 설정한 일반균형모형을 통하여 의태분석을 실시하였다.

통화공급증가라는 외생적인 충격이 가해질 때, 유통속도는 장기적으로 어떻게 변화하는가를 알아보았다. 또한, 동 충격에 대해 실질소득과 인플레이션율 등 이 어떤 반응을 보이고, 이들의 변화가 유통속도의 변화에 어떤 효과를 미치는 지도 분석하였다.

마지막으로 Ⅶ장에서는 본 연구의 연구결과를 요약하고 결론을 맺었다.

Ⅱ. 화폐유통속도의 추이 및 특징

1. 개 념

화폐유통속도는 화폐의 회전율(turnover rate)을 말한다. 즉, 화폐 한 단위가 일 정기간동안 거래에 사용된 횟수를 일컫는다. 그런데, 화폐유통속도는 보다 엄 밀하게 거래유통속도와 소득유통속도로 대별할 수 있다.

거래유통속도란 고전적 교환방정식(the Equation of Exchange)에서 비록된 개 념으로 통화 한 단위가 일정기간 동안 모든 경제거래를 매개하기 위해 지급된 회수를 의미한다. 그러므로 최종재의 생산과 관련된 거래 뿐만 아니라 중간재, 실물자산 및 금융자산과 관련된 모든 거래를 위하여 활용된 정도를 나타내는 개념이다.

그리고, 소득유통속도란 일정기간의 소득거래를 위해 통화 한 단위가 평균 몇 회 사용되는가를 나타내는 개념이다. 즉, 교환방정식에서 거래량을 소득으로 대체한 개념이다. 거래량과 소득간에는 일정한 비례관계가 존재한다는 사실과 모든 거래를 포함하여야 하는 거래유통속도는 현실적으로 계산하기 힘들다는 점 때문에 소득유통속도의 개념이 가장 널리 활용되고 있다. 본 연구에서도 소 득유통속도의 개념을 화폐유통속도는 소득유통속도의 개념을 의미하며, GDP를 통화량으로 나눈 비율로 계산한다.

따라서, 소득유통속도의 역수인 마샬 k는 소득중 얼마만큼을 통화자산으로 보 유하고자 하는가를 나타내는 통화수요를 의미한다.

2. 추이 및 특징

가. 화폐유통속도의 추이

우리나라의 화폐유통속도는 장기적으로 감소하는 추세를 보이고 있다. 이는

<그림 1>과, <표 1>에서 살펴볼 수 있는 바와 같이 통화량의 기준을 M2 또 는 M3로 하는가와 관계없이 모두 하락추세를 확실히 보여주고 있다.

M2를 기준으로 한 화폐유통속도는 70년대초 일시적으로 상승세를 보여서 1976년에는 4회 까지 상승하였으나 그 이후 반락하여 80년초에는 3.5회 까지 하락하였다. 그 이후 90년초 까지 약 3.0회 수준에서 안정된 모습을 유지하다 가, 1992년 부터 하락하여 1995년에는 2.57회로 낮아졌다.

<그림 1> 유통속도(M2, M3 기준)

<표 1> 유통속도

V₁ V₂ V₃ 70

71 72 73 74 75

10.17 3.57 ― 10.35 (1.73) 3.45 (-3.36) 2.68

10.10 (-2.42) 3.42 (-0.87) 2.50 (-6.72) 8.56 (-15.20) 3.17 (-7.31) 2.27 (-9.20) 9.79 (14.37) 3.55 (11.99) 2.52 (11.01) 10.49 (7.10) 3.76 (5.92) 2.64 (4.76) 76

77 78 79 80

10.97 (4.66) 3.98 (5.85) 2.66 (0.76) 10.15 (-7.54) 3.73 (-6.28) 2.40 (-9.77) 10.37 (2.15) 3.61 (-3.22) 2.39 (-0.42) 11.31 (9.11) 3.67 (1.66) 2.35 (-1.67) 11.73 (3.67) 3.54 (-3.54) 2.12 (-9.79) 81

82 83 84 85

12.92 (10.15) 3.47 (-1.98) 2.03 (-4.25) 11.94 (-7.52) 3.11 (-10.37) 1.75 (-13.79) 11.13 (-6.81) 3.06 (-1.61) 1.69 (-3.43) 11.61 (4.30) 3.16 (3.27) 1.61 (-4.73) 12.54 (8.00) 3.15 (-0.32) 1.48 (-8.07) 86

87 88 89 90

13.23 (5.51) 3.15 (0.00) 1.34 (-9.46) 12.81 (-3.20) 3.10 (-1.59) 1.20 (-10.45) 13.33 (4.12) 3.10 (0.00) 1.11 (-7.50) 13.09 (-1.82) 2.94 (-5.16) 0.97 (-12.61) 13.35 (1.95) 2.92 (-0.68) 0.91 (-6.19) 91

92 93 94 95

13.81 (3.47) 2.95 (1.03) 0.88 (-3.30) 11.63 (-15.80) 2.78 (-5.76) 0.81 (-7.95) 10.52 (-9.54) 2.59 (-6.83) 0.75 (-7.41) 10.83 (2.95) 2.58 (-0.39) 0.69 (-8.00) 11.14 (2.85) 2.57 (-0.39) 0.67 (-2.90) 평 균 11.46 (0.65) 3.23 (-1.20) 1.70 (-5.48) 표준편차 1.35 (7.61) 0.39 (4.79) 0.72 (5.56) 주) ( )내는 증감률

M3를 기준으로 한 화폐유통속도도 장기적인 감소추세를 보이고 있다. 76년중 2.7회까지 상승하였던 화폐유통속도는 M2기준과 달리 80년중에도 계속 하락세 를 보여서 82년에는 1.8회를 기록하고 89년에는 0.97회를 기록하였다. 그 이후 로도 계속 하락하여 95년중에는 0.67회를 나타내고 있다.

그러나 M1을 기준으로 계산하면, 화폐유통속도는 오히려 상승하는 추세를 보 이고 있다. <그림 2>는 위에서 살펴본 M2, M3 화폐유통속도와 M1 화폐유통 속도를 동시에 나타내고 있다. M1화폐유통속도는 등락을 반복하면서 대체로 상승하는 모습을 보이고 있다. 70년에 10회의 M1 화폐유통속도는 91년에는 13.8회까지 상승하여 가장 높은 수준을 보였다. 그러나 93년 10.5회로 떨어진 이후 95년에는 11.1회 수준을 유지하고 있다.

<그림 2> 유통속도(M1, M2, M3)

M1 화폐유통속도가 다른 화폐유통속도와 달리 상승추세를 보이는 이유는 명 목소득증가에 대해 M1증가가 미치지 못한데 있다. 그런데 M1화폐유통속도는 협의의 통화량을 기준으로 삼기 때문에 70년대 이후 금융제도가 급격히 변화 한데 따른 시계열의 동질성이 떨어지는 문제점을 가지고 있다. 또한, 본 연구 가 소득유통속도에 관심이 있으므로 소득거래와 보다 밀접한 관계에 있다고 여겨지는 M2 화폐유통속도를 기준으로 삼고 앞으로 논의를 계속하고자 한다.

나. 화폐유통속도와 주요 변수간의 상관관계

화폐유통속도와 주요 거시경제변수간의 관계를 알아보기 위해 양변수간의 상 관관계를 구하여 보았다. 그 결과는 아래의 <표 2>에 제시되어 있다.

화폐잔고방정식에 따라 도식적으로 따진다면, 유통속도( V₂)의 절대적인 수준 은 통화량(M2)과는 음의 관계를, 물가(CPI)와 실질소득(GDP)와는 양의 관계를 가질 것으로 짐작된다. 그러나, 실질소득과 물가와의 상관관계는 강한 음의 관 계(각각 -0.87)를 보이고 있다. 실질소득과의 상관관계를 증가율로 비교할 경우 에는 음의 관계가 약화(-0.04)되고, 물가와의 상관관계를 증가율로 비교할 경우 에는 양의 관계(0.62)로 전환된다. 그리고 이자율과는 양의 상관관계(0.71)를 가 지고 있다.

유통속도의 증가율을 기준으로 주요 변수간의 상관관계를 살펴보면, 화폐잔고 방정식이 의미하는 바와 같은 결과를 보이고 있다. 통화증가율(△M2)과는 음 의 관계(-0.20)를, 실질소득증가율(△GDP)과는 양의 관계(0.12)를, 물가상승률 (△CPI)과는 양의 상관관계(0.41)를 가지고 있다. 그리고 이자율과 그 증가율과 도양의 관계를 보이고 있다.

<표 2> 유통속도와 주요변수간의 상관관계

V₂ △V₂

M2 -0.87 -0.17 △M2 0.64 -0.20 GDP -0.87 -0.17 △GDP -0.04 0.12 CPI -0.87 -0.22 △CPI 0.62 0.41 R 0.71 0.15 △R 0.21 0.44 주) GDP는 실질GDP(90년 가격기준), R은 회사채수익률을 나타냄.

다. 예금회전율의 추이

한편, 우리나라의 유통속도가 하락하기 보다는 증가하고 있다는 지표로서 예금 회전율이 자주 거론된다. 예금회전율은 예금의 평균잔액에 대한 지급액의 비율

로서, 거래유통속도의 대용변수로도 사용된다. <그림 3>과 <표 3>은 예금회전 율의 추이를 보여주고 있는데 그 변화추이는 M2유통속도와는 반대로 상승추 세를 보이고 있다.

<그림 3> 예금 회전율

<표 3> 예금회전율

(단위: 회/월) 연 도 총예금 요구불예금 저축성예금

당좌예금

86

87

88

89

90

91

92

93

94

95

4.8 5.4 7.2 6.6 6.7 8.2 7.9 7.9 8.2 8.6

18.4 19.9 23.1 22.3 23.2 28.7 28.5 32.8 36.8 40.2

65.5 77.9 89.1 123.0 163.8 246.2 295.9 444.9 585.7 693.4

0.41 0.42 0.47 0.59 0.63 0.72 0.75 0.78 0.87 0.89 주1) 예금은행기준

주2) 예금회전율 = 총지급누계/예금평잔으로 12개월 평균치임

예금회전율이 증가하고 있다는 사실은 그 만큼 경제활동이 증대하고 있는데 반해 예금액(확대해석하자면 통화량)이 부족하기 때문이라는 주장을 뒷받침하 는 근거로 사용되기도 한다. 더군다나, 회전율이 높은 현금회전율까지 더한다 면, 현금+예금을 합한 회전율은 이보다 훨씬 높아질 것이다.

예금회전율의 상승은 단기적인 자금사정의 악화를 대변한다고 볼 수 있으나, 통화량의 장기적인 부족현상을 나타낸다고 보기는 어렵다. 왜냐하면, 예금회전 율의 증가는 금융거래의 활성화와 금융자산의 단기화 경향에 기인할 가능성이 크기 때문이다. 금융기관의 신설 및 확장 등으로 금융거래가 확대되고 빈번해 지고, 또한 금융비용을 절감하기 위해 거래적 용도를 위한 금융자산의 보유가 단기화한다면 예금회전율은 소득증가에 따라 증가할 개연성을 가지고 있다.

특히, 예금회전율 상승추세(95년/86년=1.8배)의 대부분은 요구불예금회전율의 상승세(95년/86년=2.2배)에 기인하며, 요구불예금중에서도 당좌예금회전율의 상 승추세(95년/86년=10.6배)가 두드러진다는 사실을 감안하면 그 개연성은 높다 고 본다.

이와 관련하여, 최장봉(1987)은 예금회전율로 측정한 거래유통속도( V_T)와 M2 를 기준로으로 한 소득유통속도( V_Y)간에 정반대의 추세를 가지는 원인에 대 하여 분석한 바 있다. 그에 따르면, 거래유통속도와 소득유통속도간의 괴리는 비소득창출거래로 분류되는 중간재거래, 주택 등 실물자산의 거래, 주식 및 채 권 등 금융자산의 매매거래 등의 가격과 거래량이 국민소득 deflator 및 경상 국민소득과 괴리를 가지기 때문이라고 주장한다. 그가 연구한 1976-85년 동안, 제조업 중심의 생산, 전문화생산 및 분업생산의 확대로 인하여 우회생산이 지 속적으로 증대함에 따라 중간재거래/소득의 비율이 증가하여 괴리가 벌어졌다.

그리고, 70년대 초반이래 금융기관의 신설 및 확장 등으로 금융제도는 새로운 발전단계에 접어들고, 70년 후반에는 금융자산거래의 확대로 금융심화도가 큰 폭으로 증가하여, 금융자산거래/소득의 비율도 크게 증가함에 따라 괴리가 벌 어지게 되었다.

라. 마샬 k의 변화추이

이제, 화폐유통속도의 역수인 마샬 k의 변화추이를 살펴보자. <그림 4>와 <그 림 5>에 나타난 바와 같이 M2를 기준으로 한 마샬 k는 유통속도와는 반대로 증가세를 보여주고 있다. 70년의 0.28을 기록하였던 마샬 k는 지속적으로 증가 하여 95년에는 0.39에 이르렀다.

M3기준 마샬 k도 71년의 0.37에서 꾸준히 상승세를 보인 결과 95년에는 1.50을 기록하고 있다. 반면, M1기준 마샬 k는 미약한 하락추세를 보여, 70년의 0.098 에서 95년에는 0.090으로 하락하였다.

<그림 4> 마샬 k(M2기준)

<그림 5> 마샬 k(M1, M2, M3기준)

<표4> 마샬 k(M1, M2, M3기준)

k

71 72 73 74 75

0.098 ㅡ 0.28 ㅡ ㅡ ㅡ 0.097 (-1.02) 0.29 (3.57) 0.37 ㅡ 0.099 (2.06) 0.29 (0.69) 0.40 (7.24) 0.117 (18.18) 0.32 (7.88) 0.44 (10.25) 0.102 (-12.82) 0.28 (-10.79) 0.40 (-9.98) 0.095 (-6.86) 0.27 (-5.34) 0.38 (-4.53) 76

77 78 79 80

0.091 (-4.21) 0.25 (-5.64) 0.38 (-0.79) 0.099 (8.79) 0.27 (6.77) 0.42 (10.64) 0.096 (-3.03) 0.28 (3.36) 0.42 (0.72) 0.088 (-8.33) 0.27 (-1.44) 0.43 (1.67) 0.085 (-3.41) 0.28 (3.30) 0.47 (10.56) 81

82 83 84 85

0.077 (-9.41) 0.29 (2.13) 0.49 (4.67) 0.084 (9.09) 0.32 (11.46) 0.57 (15.82) 0.090 (7.14) 0.33 (1.87) 0.59 (3.68) 0.086 (-4.44) 0.32 (-3.36) 0.62 (4.90) 0.080 (-6.98) 0.32 (0.32) 0.68 (8.86) 86

87 88 89 90

0.076 (-5.00) 0.32 (0.00) 0.75 (10.65) 0.078 (2.63) 0.32 (1.58) 0.84 (11.63) 0.075 (-3.85) 0.32 (0.00) 0.90 (8.26) 0.076 (1.33) 0.34 (5.90) 1.03 (14.16) 0.075 (-1.32) 0.34 (0.59) 1.10 (6.98) 91

92 93 94 95

0.072 (-4.00) 0.34 (-1.46) 1.14 (2.81) 0.086 (19.44) 0.36 (6.51) 1.24 (9.34) 0.095 (10.47) 0.39 (7.22) 1.34 (7.74) 0.092 (-3.16) 0.39 (0.52) 1.45 (8.23) 0.090 (-2.17) 0.39 (0.52) 1.50 (3.66) 평 균 0.088 (-0.07) 0.31 (1.44) 0.73 (6.13) 표준편차 0.011 (7.99) 0.04 (4.81) 0.37 (5.89) 주) ( )내는 증감률

마샬 k의 장기상승요인을 알아보기 위해 마샬 k를 결정하는 요소를 분해하여 보자.

마샬 k = M2

GDP = M2 금융자산 ×

금융자산 GDP

위식에서 알 수 있듯이 마샬 k는 금융자산중 통화의 형태로 보유하고자 하는

비율( M2

금융자산 ), 즉 현금 및 예금에 대한 선호도와 금융자산/GDP 비율, 즉 금융자산의 축적정도로 나누어진다. <그림 6>은 이러한 3가지 비율을 나타내 고 있다.

<그림 6> 마샬 k 및 금융자산/소득비율의 추이

우선, 현금 및 예금에 대한 선호도는 하향추세를 보이고 있다. 그 이유는 70년 이후 은행신탁, 생명보험 등 비통화금융기관의 신설 및 확장이 진행되었고, 이 들 기관의 금융상품이 은행예금에 비하여 상대적인 고수익성(고금리)을 제공함 에 따라 가계 및 기업의 금융자산 운용이 비통화금융기관에 쏠리게 된데 있다.

또 다른 이유로는 신용카드의 보급확대, 자금관리기법의 발달 등으로 민간의 통화절약기법이 다양화, 정치화된데도 있다고 볼 수 있다.

반면, 금융자산 축적정도(또는 금융심도)¹⁾는 지속적인 상승세를 보이고 있다.

동 지표는 비금융민간부문, 즉 가계, 기업 및 정부부문이 보유한 금융자산잔액 을 경상GDP로 나눈 비율로서, 70년의 0.90에서 80년에는 1.10으로 상승하였다 가 95년에는 2.42로 크게 상승하였다. 이는 금융심화현상을 대변하는 것으로 경제발전으로 인한 소득증가를 금융자산의 형태로 보유하는 비중이 증가하는 현상을 의미한다. 즉, 소득증가에 따른 자산보유의 형태가 실물자산에 비해 금

1) 한편, 금융부문의 발전정도를 측정하기 위해 Goldsmith(1969)와 McKinnon(1973)은 금융기 관의 유동부채(금융자산 또는 통화량)을 이용하였다. 그들은 금융중개의 양적 성장을 나타내는 금융심도(financial depth)의 변수로 이 지표를 사용하였다. 그들은 이 지표를 통하여 금융부문 의 발전이 경제성장에 미치는 영향을 분석하는 금융 -> 성장의 문제를 연구하였다. 이에 반 해, 본 연구에서는 경제성장이 금융부문의 발달에 어떤 영향을 미치는가라는 성장 -> 금융의 측면에 초점이 맞추어져 있다.

융자산에 치중함으로써 금융자산/소득 비율이 증가하는 것이다. 그런데, 우리나 라의 경우 주택 등 부동산 가격상승에 기인한 실물자산 보유동기가 상당하다 고 볼 수 있다. 만약, 이러한 투기적 부동산 보유 등의 실물자산의 보유가 없 었다면, 금융자산/소득 비율은 보다 증가하였을 것이다.

결국, 금융자산/소득 비율의 상승세가 현금.예금 선호도의 하락세를 능가함으로 말미암아 두 비율의 곱인 마샬 k는 장기적으로 상승세를 보이게 되었다고 할 수 있다.

3. 국제비교

가. 주요국과의 비교

서론에서도 밝혔듯이, 우리나라의 마샬 k가 선진국 및 여타 경쟁국에 비해서 낮고 이는 경제활동수준에 비하여 통화량의 공급이 부족한 증거라는 주장들이 있다. 우선, 이를 확인하기 위해 미국, 영국, 독일, 캐나다, 일본, 대만 등을 대 상으로 마샬 k의 국제간 비교를 하여보자.

<그림 7>은 우리나라와 주요국의 M2기준 마샬 k를 보여주고 있다. 그림에서 확연히 나타나듯이, 우리나라의 마샬 k의 수준은 70년 이래 현재까지 가장 낮 은 수준을 계속 유지하고 있다. 그리고, 우리나라의 마샬 k의 상승추세가 완만 한데 비해 영국과 대만은 가파른 상승추세를 보이고 있다. 한편, 미국은 다른 나라들과는 반대로 약한 하락추세를 보이고 있다.²⁾

그리고, <표 5>에서 나타난 바와 같이, 95년 현재, 우리나라 0.39, 캐나다 0.49, 미국 0.51, 독일 0.63(94년), 영국 0.97(94년), 일본 1.09, 대만 1.75의 순으로 높 은 수준을 보이고 있다. 자료상 상호비교가 가능한 82년-94년간의 평균을 구해 보더라도 우리나라의 마샬 k는 0.34로 가장 낮은 수준을 유지하고 있다.

2) 미국의 마샬 k 하락추세(또는 유통속도의 상승추세)는 금융혁신으로 인하여 통화통계에 포 함되지 않는 비통화금융기관 중심의 신종금융상품의 확대에 기인한 것으로 주로 설명되고 있 다.

<그림 7> 주요국의 마샬 k

<표 5> 주요국의 마샬 k

한국 미국 일본 캐나다 영국 독일 대만 95년 0.39 0.51 1.09 0.49 0.97 0.63 1.75 82-94평균 0.34 0.99 0.60 0.44 0.72 0.57 1.19

마샬 k의 역수인 화폐유통속도는 <그림 8>과 <표 6>에 제시되어 있다. 95년 의 우리나라의 M2 화폐유통속도는 2.57회로서 미국(1.98회), 캐나다(2.05회) 보 다 높으며 대만(0.57회), 일본(0.91회), 영국(1.03회, 94년), 독일(1.59회, 94년)보 다는 월등히 높은 수준이다.

<그림 8> 주요국의 화폐유통속도

<표 6> 주요국의 화폐유통속도

한국 미국 일본 캐나다 영국 독일 대만 95년 2.57 1.98 0.91 2.05 1.03 1.59 0.57 평 균 2.97 1.68 1.01 2.33 1.62 1.76 0.91 표준편차 0.20 0.11 0.10 0.26 0.70 0.14 0.30 변이계수 0.07 0.06 0.10 0.11 0.43 0.08 0.32 주) 평균, 표준편차는 상호비교가 가능한 82-94년간을 대상으로 하였음

82-94년간의 평균치를 비교하더라도, 우리나라는 2.97회로서 가장 높은 수준을 보이고 있다. 유통속도의 변동성을 보면 변이계수(표준편차/평균)가 0.07로서 미국(0.06), 일본(0.10), 캐나다(0.11), 독일(0.08)과 비슷하며 영국(0.43) 및 대만 (0.32)에 비해서는 매우 낮은 수준이다. 따라서, 최근 10여년간 우리나라의 유 통속도의 변동성은 낮은 수준으로, 불안정한 편이 아니라고 하겠다.

한편 화폐유통속도의 수준은 나라마다 통화지표의 편제방식이 차이가 나고 금 융시장의 구조가 다르므로 국가간에 직접 비교를 통하여 결론을 짓기는 곤란 한 점도 있다. 예를 들어, 우리나라의 경우 예금과 비슷한 성격을 지니고 있는 은행신탁과 CD를 포함하는 MCT³⁾를 기준으로 화폐유통속도를 계산하면, 95년 현재 1.4회로서 주요국보다 높은 수준을 보이고 있다.

한편, 국가간 편제방식 및 금융구조의 상이성 등을 감안하여 국가간의 상대적 고저를 판단하기 곤란하다는 점을 고려하여 IMF에서는 각국의 유통속도의 수 준을 직접 비교하는 대신 1990년을 100으로 기준하여 표준화한 각국의 유통속 도 추이를 발표하고 있다.

<그림 9>는 표준화된 유통속도의 추이를 보여주고 있는데, 우리나라의 유통속 도의 감소추세는 주요국의 중간수준에 위치하고 있음을 알 수 있다. 영국과 일 본의 유통속도의 감소추세가 가장 강한 형태를 보여주고 있는 반면, 미국, 독

3) MCT기준 화폐유통속도의 추이

89 90 91 92 93 94 95 GDP/MCT 2.15 2.03 1.96 1.75 1.57 1.47 1.39

일, 캐나다의 감소추세는 우리나라에 비해 약한 것으로 드러났다. 즉, 우리나라 의 화폐유통속도의 하락률은 주요국의 평균수준에 머무르고 있다.

<그림 9> 표준화된 주요국의 유통속도 추이 (1990=100)

나. 국제비교(68개국 대상⁴⁾)

아래에서는 화폐유통속도가 국가별로 차이를 나타내는 요인을 분석하기 위해 서 국가간 횡단면 분석을 하였다. 자료는 IFS의 data set 에서 68개국의 ‘81-90 년간의 평균치에서 구하였다. <그림 10>은 조사대상 68개국의 화폐유통속도를 나타내고 있다. 우리나라의 유통속도는 68개국중 27번째로 높은 수치였고, 우 리나라보다 높은 유통속도를 가진 국가들은 아이스랜드를 제외하고는 일인당 GDP가 우리나라의 $4,184보다 낮았다. 다시말해, 우리보다 부유한 나라는 모 두(아이스랜드 제외) 유통속도가 낮았다.

4) IFS data set 가운데 ‘81-90년간 화폐유통속도, 일인당 GDP, 인플레이션율 및 민간보유현금 /M2의 자료가 입수가능한 68개국을 조사대상국가로 선정하였음

<그림 10> 조사대상 68개국의 유통속도 수준

<표 7>은 화폐유통속도(M2 기준)와 이와 관련이 깊다고 생각되는 일인당 GDP, 인플레이션율, 이자율(inter-bank interest rate) 및 금융기관발달정도⁵⁾의 평균치 및 유통속도간의 단순상관관계를 제시하고 있다.

<표 7> 화폐유통속도와 주요변수의 상관관계

y 화폐

유통속도 일인당

GDP 인플레

이션율 이자율 금융기관 발달정도 ρ( V_2,y ) 1.00 -0.45 0.44 0.60 0.40 평 균 2.66

(1.37)

6,853 (,8900)

13.88 (13.65)

12.71 (9.93)

18.15 (11.68) 한 국 2.86 4,184 6.40 12.15 0.12 주) ρ( V2,y)는 화폐유통속도( V2)와 변수 y간의 상관계수임

주) ( )는 표준편차를 나타냄.

주) 이자율은 자료가 이용가능한 33개국만을 대상으로 함.

분석대상국가의 화폐유통속도의 평균치는 2.66회로서 한국의 2.86회보다 낮았 다. 일인당GDP는 유통속도와 상관계수가 -0.45로 나타나서, 실질소득이 증가함 에 따라 유통속도는 감소하는 것으로 나타났다. 인플레이션과 이자율은 모두 유통속도와는 양의 상관관계를 보였다. 유통속도는 인플레이션율과는 0.44를, 이자율과는 0.60의 높은 상관계수를 가졌다. 인플레이션이나 명목이자율이 높 다는 것은 화폐보유의 기회비용이 높음을 의미하므로, 화폐수요가 낮고 유통속 도는 높게 나타나는 것으로 해석된다. 금융기관의 발달정도를 나타내는 변수와 유통속도간에는 0.40의 상관관계를 보여주고 있다. 이는 현금/M2의 비율이 높 을수록 금융기관의 발달이 낮은 국가이고 화폐화(monetization)가 더디게 진전 되어서 화폐수요가 낮고 유통속도는 높게 나타난다는 사실을 반영하고 있다고 해석된다.

5) 금융기관의 발달정도는 대용변수로서 민간보유현금/M2의 비율을 사용하였다. 이는 Bordo

& Jonung이 사용한 바 있는데, 동 비율은 M2통화량중 얼마만큼을 현금의 형태로 보유하는가 를 의미한다. 금융기관이 미발달하다면 M2통화중 현금으로 보유하는 비중이 높고 동 비율도 높게 될 것이고, 금융기관이 발달하여 예금의 형태로 보유하는 통화량이 늘어난다면 동 비율 은 낮아질 것이다. 따라서 동 비율은 금융기관의 발달이 지체된 정도를 나타낸다.

다음에서는 국가간 유통속도를 결정짓는 요인을 알아보기 위해 아래의 추정식 을 횡단면 회귀분석을 행하였다. 실질소득, 예상인플레이션율 및 금융기관의 발달정도 등을 유통속도를 설명하는 독립변수로 삼았다.⁶⁾

추정식: V_t= α₁+α₂

Y

s

Ⅳ, Ⅴ장에 걸쳐 위의 추정식이 도출된 과정이 자세히 설명되어 있지만, 추정 식에 대한 선험적인 근거를 간단히 언급한다면 다음과 같다. 실질소득은 거래 적 동기에 의한 화폐수요에 영향을 미치므로 유통속도를 결정짓는 요인에 포 함 될 것이다. 예상 인플레이션도 화폐보유의 기회비용을 의미하므로 추정식에 포함되었다. 화폐보유의 기회비용으로서 자주 포함되는 이자율은 본 추정식에 포함시키지 않았다. 기존의 연구에서는 이자율 자료의 신뢰성이 국가별로 심한 차이를 보이기 때문에 예상인플레이션율로 대체한 경우도 종종 있지만, 본 연 구에서 이자율이 배제된 이유는 Ⅳ장의 모형으로부터 도출된 유통속도의 결정 식에 이자율은 직접적으로 포함되지 않고 예상물가상승률이나 거래비용의 크 기를 나타내는 s를 통하여 간접적으로 연결되기 때문이다.

추정결과는 <표 8>에 제시되어 있는 바, 이론적인 예상과 부합되게 나타나고 있다. 실질소득이 높은 나라일수록 화폐유통속도는 낮다는 유의한 추정결과를 제시하고 있다.

<표 8> 화폐유통속도의 횡단면 추정. a

추정식: V_t= α₁+α₂

Y

s

α₁ α₂ α₃ α₄ R² 1.929*** -3.35^(-5)** 0.035** 2.666 0.341 (0.488) (1.63^(-5)) (0.014) (1.957)

주1) OLS추정은 White검정결과 5% 유의수준에서 이분산성(heteroscedasticity)이 있 는 것으로 드러나서, ( ) 내의 표준편차는 Newey-West방식에 의해 조정된 수치 임

주2) 예상인플레이션율은 실제치를 대용변수로 사용하였음

6) 모든 변수는 로그를 취한 값임.(다만, 물가상승률은 총상승률을 로그취한 값 대신 순상승률 을 이용하였음)

이에 반해 예상인플레이션율이 높은 국가일수록 유통속도가 유의하게 높은 것 으로 나타났다. 높은 인플레이션을 경험하는 국가일수록 화폐보유의 기회비용 이 높기 때문에 사람들이 화폐보유를 꺼리게 되고 그 결과 유통속도는 높은 수준을 유지하기 때문이라고 생각한다.

금융기관 발달정도에 대한 추정계수도 유의성은 다소 낮지만 예상과 같이 양 의 값으로 나타났다. 금융기관의 발달이 지체⁷⁾된 경제일수록 화폐유통속는 높 은 것으로 드러났다. 금융기관의 발달 미비로 화폐수요가 크게 발생하지 못하 였기 때문인 것으로 생각된다.

그런데, Bordo & Jonung이 주장하였듯이 경제발전단계에 따라 유통속도의 행 태가 달라지는지를 확인하기 위해 분석대상국가 68개국을 $5,000이상의 선진국 과 $2,000이하의 후진국으로 구분하여 회귀분석을 시도하였다.⁸⁾

추정결과는 <표 9>에 제시되어 있다. 추정결과에 따르면, 선진국, 후진국의 구 별과 관계없이 인플레이션은 유효한 양의 값을 가졌다. 실질소득은 모두 음의 값을 가졌지만, 유의성이 없어서 경제규모의 차이에 따른 유통속도의 방향은 가름하기 힘들게 나타났다. 금융기관의 발달정도에 대한 계수는 (+), (-)의 상 반된 값이 나왔지만 유의성이 낮아 별다른 의미를 찾기는 힘들다.

<표 9> 화폐유통속도의 횡단면 추정. b

α₁ α₂ α₃ α₄ R² nR² 1.512*** 8.91*10^(-6) 0.034** -1.942 0.32 6.237 (0.485) (1.76*10(-5)) (0.015) (1.741) (0.716)

α₁ α₂ α₃ α₄ R² nR² 2.582*** -0.0005 0.028** 3.038 0.205 11.036 (0.902) (0.0005) (0.017) (2.409) (0.273) 주) 계수 밑의 ( )는 표준편차를, White의 검정통계량( nR²) 밑의 ( )는 p값을 의미

함. 그리고, 이 p값에 의하면 이분산성은 없는 것으로 판단됨.

7) s의 대용변수로서 화폐량 대비 민간현금보유액을 사용하였는 바, 이 비율이 높을수록 민간 의 현금보유비중이 높아서 금융기관이용율이 낮음을 의미함

8) 68개국 전체를 대상으로 하는 OLS추정식이 가지는 이분산성(heteroscedasticity)을 회피하 기 위한 의도도 있음

Ⅲ. 기존 이론 및 연구

1. 교환수단으로서의 기능을 강조하는 이론

화폐의 주요기능을 교환수단으로 보는 이론가들은 교환수단의 기술적인 발달, 지급결제제도의 발전 등이 유통속도를 결정짓는 가장 중요한 요소라고 보았다.

그래서, 유통속도의 개념도 Ⅱ장에서 언급하였던 소득유통속도보다는 거래유통 속도의 개념에 주목하였다.

예를 들어, I. Fisher가 제안한 유통속도는 총명목거래량(PT, P는 물가수준이고 T는 총거래량)을 총통화량(M)으로 나눈 값으로 정의된다.

V = PT M

Fisher는 위에서 정의된 유통속도를 단기에 있어서 사전적으로 일정하다고 상 정하였다. 그 근거는 그것이 개인들의 거래행위를 규정짓는 거래관습, 거래제 도 등에 의해 결정된다고 보았기 때문이다.

만약 현금과 수표를 통해 결제하는 것이 이전보다 편리하다면 주어진 거래량 수준에 비해 통화수요가 늘게 되고, 결국 유통속도는 하락할 것이다. 반대로 통화이외의 지급수단(예를 든다면, 신용카드 발달, 전자이체의 발달 등)이 용이 하게 된다면 통화수요가 줄어들고, 이에 따라 유통속도는 늘어날 것이다. 이와 같이 Fisher는 화폐의 교환기능을 강조하면서, 향후 지급수단의 발달에 따라 유통속도는 장기적으로 상승추세를 가진다고 예견했다. 반면, 이러한 경제의 제도적 측면이 유통속도를 결정 지우기 때문에 단기에 있어서는 일정한 수준 에서 매우 안정적이라고 보았다.

이러한 접근법에 따른 연구는 미국의 뉴욕 FRB의 Garvy(1959)와 Garvy &

Blyn(1970)등이 있다. 그들은 Fisher의 이론에 따라 유통속도의 장기적인 추세 를 결정짓는 가장 중요한 요소는 지급결제제도의 발달정도라고 보고, 거래유통 속도를 추계하였다. 그들의 분석결과에 따르면, 2차대전까지 미국의 거래유통 속도는 하향추세를 보였는데, 그 이유는 mutual savings bank의 예금이 상업 은행(commercial bank)의 예금으로 대체되는 지급결제제도의 변화로 해석하였 다. 반면, 2차대전 이후의 미국의 거래유통속도가 상승추세를 보인 이유는 지

9) 2. 3절의 내용은 Bordo & Jonung(1987)을 주로 참조하였음

급결제수단의 발달과 현금관리제도의 발달 등으로 현금보유를 줄인데 있다고 보았다.

그리고, Baumol(1950)과 Tobin(1956)의 화폐수요에 대한 재고론적 접근방법도 화폐의 교환수단으로서의 기능을 강조하였다. 그들에 따르면, 화폐보유에는 규 모의 경제(economies of scale)가 존재하기 때문에 화폐수요의 소득탄력성이 1 보다 작다고 보았다. 따라서, Fisher의 주장과 마찬가지로, 유통속도는 장기적 으로 상승하는 추세를 보인다고 보았다.

한편, Clower(1969)와 Townsend(1983) 등도 지급결제제도가 물물교환경제 (barter)에서 화폐경제(fiduciary money), 그리고 신용경제(trade credit)로 발전 함에 따라 거래비용이 감소하게 되고, 유통속도는 상승하는 추세를 가진다고 보았다.

2. 자산으로서의 기능을 강조하는 이론

자산으로서 화폐의 기능을 강조하는 경제학자들은 자산구성중 화폐로 보유하 고자하는데 영향을 미칠수 있는 요소들이 유통속도를 결정짓는다고 본다. 그래 서, 화폐보유에 따른 기회비용, 실질소득 등에 관심을 가진다. 유통속도의 개념 도 거래유통속도가 아닌 소득유통속도의 개념을 사용한다. 실질소득중 얼마만 큼을 통화자산으로 보유하고자 하는가에 관심을 기울이기 때문이다.

Friedman & Schwartz(1963)는 M2를 기준으로한 미국의 소득유통속도가 2차 대전까지 장기적인 하락추세를 보인다는 것을 발견하고, 그 이유를 Friedman(1959)이 제시한 화폐의 사치재가설(luxury good hypothesis)로 설명 하고자 하였다. 사치재가설에 따르면, 사람들은 실질소득의 증가 이상으로 화 폐수요를 늘인다는 것이다. 그의 실증분석에 따르면, 실질현금잔고(real cash balance)에 대한 항상소득(permanent income)의 탄력성이 1.8로서 1보다 크다 는 사실을 밝힌바 있다. 따라서, 실질소득의 증가에 따라 화폐수요는 증가하고, 유통속도는 장기적으로 감소한다는 주장이다.¹⁰⁾

자산구성에 영향을 미치는 또 다른 요인으로는 예상인플레이션율과 이자율 등

10) Friedman의 사치재가설은 유통속도의 장기적인 (하향)추세를 설명하는 논리로서 제시되었 다. 그러나, 실제자료를 통하여 본 유통속도의 단기적인 움직임은 경기순응적인 양상을 보인 다. 즉, 호황일 때는 유통속도가 올라가고, 불황일 때는 내려간다. 이러한 단기적인 유통속도의 움직임에 대해서 Friedman은 항상소득가설로서 설명하고자 하였다.

그에 따르면, 화폐수요함수는 항상소득만의 함수로 근사할 수 있고 유통속도는 다음과 같다.

이 있다. 이들은 화폐보유에 따른 기회비용을 나타내므로 자산구성 또는 화폐 보유에 영향을 미친다. 예상인플레이션율과 이자율의 상승은 화폐보유에 따른 기회비용의 상승을 의미하므로 자산구성중 화폐보유량을 줄이는 효과를 가진 다. 이렇게 실질화폐수요가 감소하면, 유통속도는 상승하게 될 것이다.

Latane(1954, 1969), Klein(1973) 등은 미국의 유통속도를 연구하였는데, 장기이 자율이 유통속도의 장기적인 움직임을 설명하는 가장 중요한 요인임을 밝혔다.

이외에 Brunner & Meltzer(1963), Meltzer(1963), Chow(1966)와 Laidler(1966) 등도 이자율과 항상소득이 장기유통속도를 결정짓는 주요한 요인임을 밝혔다.

한편, 자금시장과 자본시장이 규제되어 있어 공식적인 이자율 자료의 신뢰성이 떨어지는 경우 예상인플레이션율은 유용한 대용변수로 작용하기도 하며, Cagan(1956)과 Laidler(1985)등 고인플레이션 경제를 연구대상으로 하는 경우 예상인플레이션율은 유의한 설명변수였다.

3. 제도론적 접근법

위에서 언급한 유통속도에 관한 이론은 화폐의 기능을 교환수단으로 보는가 또는 가치저장수단으로 보는가의 시각에서 접근하고 있기에, 결국 화폐수요론 에 기초하고 있다. 이에 반해, 제도론적인 접근법은 경제구조, 지급결제제도, 금융시장구조 및 발달정도 등이 유통속도에 미치는 장기적인 효과에 주목하였

V = PYM = Y f ( Y_P)

경기호황(boom)기에 소득증가의 대부분은 일시적(transitory)이기 때문에 항상소득은 실제로 측정된 소득보다 작게 증가한다. 그런데, 프리드만의 화폐수요이론에 따르면 화폐수요는 측정 된 소득 증가에 비해서 작게 증가하며, 위 식에서 알 수 있듯이 유통속도는 증가한다. 마찬가 지 이치로 경기침체기(recession)에 화폐수요는 소득보다 덜 감소하게되며 (항상소득이 소득에 비해 작게 감소하기 때문에) 유통속도는 감소한다. 이러한 원리에 따라, 유통속도는 경기순응 적인 움직임을 보인다.

한편, Keynes의 유동성선호이론은 유통속도의 경기순응적인 움직임을 다음과 같이 설명한다.

유동성선호이론에 따르면, 유통속도는 다음과 같이 정의할 수 있다.

V = PY

M = Y f ( i.Y)

즉, 유통속도는 소득과 이자율의 함수이다. 이제, 이자율이 상승하면 화폐수요가 감소하고, 이 는 f(i,Y)의 감소를 의미하므로 유통속도는 증가함을 의미한다. 즉, 이자율과 유통속도간에는 양의 상관관계를 나타낸다. 이자율은 경기순응적이므로 유통속도도 경기순응적인 움직임을 보 인다는 것이다.

다. 그 대표적인 경우가 Bordo & Jonung으로 “Long-Run Behavior of the Velocity of Circulation(1987)”에서 1세기에 걸친 유통속도의 장기적인 추세의 성격과 원인에 대해 고찰한 바 있다.

그들은 선진 5개국(미국, 캐나다, 영국, 스웨덴, 노르웨이)들의 1세기에 걸친 장 기적인 유통속도가 U자의 형태를 보여주고 있음을 발견하고, 이를 설명하고자 하였다. 그들은 금융부문의 기술혁신이 유통속도의 장기적인 추세에 상반된 두 가지 영향을 끼치며, 개별국가의 산업화단계에 따라 금융부문의 기술혁신이 유 통속도에 미치는 영향이 상이하다고 주장하였다.

초기의 유통속도의 하락추세는 화폐화(monetization)과정으로 설명하고 있다.

이 과정은 상호연관된 두가지의 발전과정으로 나눌수 있다. 첫째는 물물교환을 대신하여 지급결제수단으로서 화폐의 사용이 증가하며, 자급자족의 경제활동보 다 시장을 대상으로하는 경제활동이 확대되는 발전과정이다. 둘째는 예금은행 시스템이 구축되고 확장되면서 수표 및 예금을 일반인에게 공급하는 발전과정 이다. 이러한 두가지 발전과정단계에서는 명목소득 이상으로 화폐수요가 급속 히 증가하면서 유통속도가 하락추세를 보이게 된다.

하락추세를 거친 다음 단계에서는 상승추세를 경험하게 된다. 상승추세는 금융 시장의 정치화(financial sophistication)와 경제적 안전성 및 안정성 제고 (improved economic security and stability)에 기인한다고 한다. 금융시장의 정 치화가 의미하는 바는 첫째, 채권, 주식 및 기타 비통화금융기관의 예금 등 화 폐를 대신하는 예금의 출현으로 자산으로서의 화폐에 대한 수요가 감소하고, 둘째, 신용카드의 사용, 전자자금이체 등 다양한 형태로 현금(또는 화폐)을 경 제적으로 관리하는 기법이 발전함으로 말미암아 화폐에 대한 거래적 수요가 감소한다.

그리고, 실업수당, 연금, 보험 등 개인들의 경제적인 안전성 및 안정성이 보장 되고, 거시경제변동폭도 줄어듦에 따라 비상시 유보자금의 용도 또는 가치저장 수단으로서의 화폐에 대한 수요가 줄어든다.

따라서, Bordo & Jonung은 초기 발전단계에서는 화폐화 요인이 우세하여 유 통속도가 하락하고, 그 이후 금융시장의 정치화와 경제적 안전성 및 안정성 등 의 요인이 화폐화 요인보다 우세해지면서, 유통속도는 상승한다고 보았다.

4. 신고전파 이론

신고전파 모형의 화폐수요이론이란 화폐수요함수 자체만을 개별적으로 연구 하기 보다는, 거시경제에 대한 이론적인 모형의 틀을 통하여 화폐수요함수를 도출하고자 한다. 물론 화폐수요함수는 위의 1, 2절에서 언급한 화폐수요이론 의 내용을 수용하고, 화폐수요가 소비자효용함수 또는 거래비용절감함수 등을 통하여 소득, 예상인플레이션 및 이자율과 관계를 가진다. 한편, 신고전파 모형 에서 화폐가 도입되는 접근법은 여러 가지가 시도되어 왔다. 실질화폐잔고를 통하여 경제주체가 효용을 누린다고 가정하여, 경제주체의 효용함수에 실질화 폐잔고를 argument로 취급하는 이론이 있다. 또는 실질잔고가 경제주체의 거 래비용(transactions costs)을 절감하므로 경제주체의 거래비용(leather cost)함 수에 실질잔고를 포함시키는 접근법도 제시되었다. 그런데 신고전파 모형에서 가장 빈번하게 이용된 접근법은 현금선불조건(Cash-In Advance Constraint) 접근법이다. 이 접근법은 조건의 간단명료성 및 용이성으로 신고전파 모형에서 가장 애용되어왔다. 현금선불조건에 따르면, 재화를 구매할 때는 현금으로 지 불하여야 한다. 그래서 경제주체가 생산물을 처분하여 현금을 확보한 다음에야 재화시장에서 자신이 구입하고자 하는 물품을 현금으로 지불하고 구입할 수 있게 된다. 이러한 이유에 의해 화폐가 모형경제에 도입된다. 그런데, 현금선불 조건모형에서 유통속도는 항상 1로서 고정된다는 맹점을 가진다.

아래의 현금선불조건식을 통하여 살펴보자.

P_tC_t ≤ M_t

위의 조건식은 현재기에 보유하고 있는 화폐잔고( M_t) 한도내에서 자신이 소비하고자 하는 재화량( C_t)을 가격 P_t에서 구입할 수 있다. 그런데, 일반균 형하에서 위의 조건식이 등식으로 성립(binding)하므로¹¹⁾ 소비유통속도는 아래 의 식에 나타난 바와 같이 항상 1로서 고정된다.

V_{t =} P_tC_t

M_t = M_t M_t = 1

11) 등식이 성립(binding)하지 않은 경우를 분석한 연구는 Lucas & Kocherlakota(1991)와 Christiano & Fisher(1994) 등이 있음

결국, 신고전파 모형에서 가장 빈번히 사용되는 현금선불조건 접근법에 따르면 유통속도가 1로 고정되는 비현실적인 결과를 얻게 되는 것이다.

Ⅳ. 모 형

앞 장에서 살펴본 바와 같이 신고전파이론의 현금선불조건 모형은 화폐유 통속도가 1이라는 한계성을 가지고 있기 때문에 현금선불조건모형을 능가하는 모형의 설정이 필요하다. 그래서, 본 연구는 Lucas and Stokey(1983)가 제안한 바와 같이 현금재 및 신용재라는 2가지 소비재를 상정하고 현금재에 대해서만 현금선불조건을 부과하며, Dotsey and Ireland(1996)가 제안한 형태의 거래비용 함수를 포함하는 일반균형모형을 설정하였다. 소비자는 현금재와 함께 신용재 를 동시에 소비하는데, 거래비용에 의해 현금재와 신용재의 소비가 영향을 받 게된다. 신용재의 소비는 은행의 신용제공서비스를 통하여 구매하는 재화를 일 컫는데, 이를 통하여 금융부문의 역할이 도입되게 된다.

모형의 구체적인 내용에 대해서는 아래에서 가계, 금융, 생산부문 등으로 나누 어 소개하고자 한다.

1. 가계부문

경제는 무한기간을 살아가는(infinitely-lived) 다수의 대표적인 가계 (representative households)로 구성되어 있고, 각 가계는 미래에 대한 완전한 예측력(perfect foresight)을 가지고 있다고 가정한다. 가계는 선호체계 (Preferences), 생산기술(Technology)과 거래기회(Trade opportunities) 등의 측 면에서 동일하다.

상품의 거래가 이루어지는 시장은 가계로부터의 거리에 의해 구분지워지 고, 그 거리는 지표 ｉ∈ [0,1)로 나타낼 수 있는 바, 소비자는 시장 0 에 거주 하고 있으며 가장 먼 거리에 있는 시장은 지표 ｉ= 1-ε으로 나타낼 수 있다.

즉, 가계는 원주가 1인 圓의 특정지점에 위치하고 있으며 원주의 각 점들 위 에 시장이 개설되어 있다고 생각할 수 있다. 따라서 가계는 매기 원을 한바퀴 돌면서 자신이 필요로 하는 상품을 구입하게 되는데, 가계는 상품을 구입하는 데 있어 2가지의 지불수단을 가진다. 하나는 정부가 발행한 화폐이며, 다른 하

나는 금융기관이 제공하는 신용서비스이다.

가계가 화폐로 지불한다면, 시장 ｉ에서 상품 c_t( i ) 를 구입하기 위해서 는 p_t

c

c

p

시장 0 에 거주하는 가계는 다음과 같은 효용흐름을 극대화하고자 한다.

∑

t = 0β^t｛⌠⌡

1

0 ln [ c_t( i) ]di +BJ_t｝ (1)

여기서 β는 시간할인율을, c_t( i ) 는 t 기에 시장 ｉ에서 구입한 상품의 소비 를, B는 여가의 중요도를 나타내는 매개변수를, J_t 는 t 기의 여가를 각각 나 타낸다.

가계는 임대자(renter), 노동자(worker)와 구매자(shopper)로 구성되어 있 다. 매기 임대자는 가계의 자본스톡 k_t를 r_t 의 보수를 받고 임대하며, 노동자 는 재화생산공장에 대해 w_t의 실질임금을 받고 l^g_t 만큼의 노동을 공급하며, 금융기관에 대해 w_t의 실질임금을 받고 l^f_t 만큼의 노동을 공급한다. 따라서 노동자의 시간제약식은 아래와 같다.

l^g_t+l^f_t+J_t≤1 (2)

그리고 구매자가 전기로부터 이월하여 금기에 사용할 수 있는 화폐량을

m

이때, 구매자는 아래와 같은 현금선불제약(Cash-in-advance constraint)하에 놓 인다고 가정한다.

p_t⌠

⌡

1

0[ 1-ξ_t( i ) ]c_t( i)di ≤ m_t+h_t (3) 여기서 좌변은 화폐로 구매한 상품의 명목비용을 나타내며, ξ_t(i )는 표시함수 (Indicator function)로서 구매자가 t기에 화폐로 구입하면 ξ_t(i ) = 0의 값을, t 기에 신용서비스를 이용하면 ξ_t(i ) = 1의 값을 가진다.

가계는 노동보수( w_t( l^g_t+l^f_t)), 자본임대수입( r_t

k

화폐잔고(

m

p

h

p

소비( ⌠

⌡

1

0

c

1

0ξ_t( i) q_t(i )di)), 투자( x_t) 및 차기이월 실질화

폐잔고(

m

p

⌠

⌡

1

0

c

1

0 ξ_t( i) q_t( i)di +x_t+

m

p

k

m

p

12) 식 (3)의 현금선불조건에 나타나 있듯이 본 모형에서 화폐는 교환수단으로 기능하고 있음 을 알 수 있다. 그러나, 식 (4)의 예산제약식은 화폐가 가치저장수단으로서도 기능함을 나타나 고 있다.

그리고, 채권을 예산제약식에 추가하더라도, 앞으로의 논의 결과에는 전혀 영향을 미치지 않음 을 밝혀둔다. 즉, 본 논문은 채권과 화폐의 2자산 모형과 동일한 결론에 도달함을 의미한다.