환율예측과 자본이동에 관한 연구
전대주․성범용
발 간 사
이 연구는 현재 우리 경제가 겪고 있는 금융․외환위기 상황하에서 환율수준과 자본이 동 규모를 추정할 수 있는 동태모형을 개발하여 환율, 금리, 물가, 실질성장률, 자본수지 를 예측하기 위해 수행된 것이다. 최근 국제금융시장은 변동환율제도와 결부되어 세계적 으로 확산되고 있는 금융시장의 개방 및 자유화 추세와 정보통신기술의 급속한 발전으로 국가 경제간의 상호의존성이 더욱 심화됨에 따라 그 어느 때보다도 불안정이 고조되고 있다. 그 대표적인 예가 작년 7월 초 태국 바트화가 헤지펀드의 투기공격대상이 되면서 동남아 국가 전역에 걸쳐 외환위기로 이어지고 우리 나라에 까지 파급되어 결국은 우리 경제도 작년 12월 초부터 IMF경제 체제가 된 것은 주지하는 바와 같다. 이와 같이 향후 의 경제전망이 극도로 불투명한 상황하에서는 정부의 경제정책방향 설정조차 어렵게 하 고 있을 뿐만 아니라 기업의 입장에서도 투자마인드가 위축되고 경영계획수립이 어려운 실정이다. 따라서 이 연구는 우리 나라가 현재 처해 있는 경제정황을 감안하여 국민경제 에 다소나마 도움이 되기를 바라는 마음에서 추진되었다.
이 연구의 구성을 보면 1990년대 이후의 외환자유화 추진현황과 전망을 분석하고 우리 나라와 주요 교역대상국가들의 환율 및 금리의 불안정성 정도를 산정한 후 환율예측과 자본이동 추정모형을 설정하는 방식으로 전개하고 있다. 특히 환율예측모형으로는 흔히 이용되고 있는 단일 환율추정 방정식에 의한 방법이나 계량모형에 의한 전형적인 시뮬레 이션 방식을 탈피하여 우리 나라에서는 시도되지 않은 예측방법을 사용하고 있다. 즉 한 국경제구조를 고려한 화폐시장, 실물시장, 외환시장 등 국민경제를 총체적으로 고려한 동 태모형을 설정하여 환율 및 물가에 대한 연립미분방정식을 도출하여 이를 기초로 경제변 수들의 시간경로를 예측하는 방식을 사용하고 있다는 점이 그 특징이다. 특히 현재 우리 나라가 겪고 있는 금융․외환위기가 외환위기 경고지표의 대리변수라고 할 수 있는 적정
수준에 크게 미달하는 외환보유액과 과다한 단기외채구조로 인해 촉발되었다는 관점에서 이들 변수들의 변화에 따른 환율예측을 비롯한 여타 경제변수들에 대한 예측을 행한 점 은 학문적으로도 기여도가 높은 접근방법이라고 하겠다. 앞으로도 이 같은 연구를 계기 로 환율 및 자본이동을 예측할 수 있는 좋은 연구가 계속 이루어지기를 기대한다.
이 연구 보고서의 발간에 앞서 연구를 위해 수고하여 주신 본원의 전대주 전무와 홍익 대 무역학과 성범용 교수의 노고에 깊이 감사드리며 또한 통계자료의 수집 및 정리, 전 산프로그램의 운용 등 연구보조에 적극 참여한 홍익대의 김응래 박사(강사), 김일수 군 (석사과정 4차 학기), 김문희 양(석사과정 2차 학기)의 노고에 감사드린다.
끝으로 이 연구의 내용은 연구를 직접 수행한 필자들의 개인적 견해이며 본원의 공식 적인 견해가 아님을 밝혀둔다.
1998년 3월 한국경제연구원 원장 좌승희
목 차
제1장 서론
제2장 외환․자본자유화 추이와 가격변수들의 불안정성
제1절 최근 외환․자본자유화 추진 현황과 전망 1. 90년대 이후의 추진현황
2. IMF 경제와 향후 전망
제2절 국가별 가격변수들의 불안정성 측정 1. 불안정성의 측정방법
2. 한국 및 주요 교역대상국들의 환율 및 금리의 불안정성
제3장 환율예측과 자본이동 추정모형
제1절 환율 및 자본이동 결정이론의 개요 1. 환율결정이론의 개요
2. 자본이동 결정이론의 개요
제2절 환율예측 및 자본이동 추정모형의 설정 1. 환율예측 모형
2. 자본이동 추정모형
제4장 예측방법 및 결과와 평가
제1절 예측방법 및 범위
제2절 환율 예측결과
1. Austin and Buiter 프로그램에 의한 예측결과 2. 동태합리적 기대모형 프로그램에 의한 예측결과 3. 환율 예측결과의 종합
제3절 자본이동 추정결과
제5장 요약 및 결론
참고문헌
부록 : 추정결과 영문초록
표․그림 목차
〈표 1〉IMF구제금융 요청전 주요 경제지표 현황
〈표 2〉1998년도 주요 거시경제지표 조정안
〈표 3〉환율 및 금리의 불안정성 추이
〈표 4〉주요 경제지표 추이
〈표 5〉예측 시산결과의 요약
〈표 6〉자본수지 예측 시산결과
<그림 1> 물가 및 환율의 위상도
<그림 2> Austin and Buiter 프로그램에 의한 환율 및 금리 예측
<그림 3> Austin and Buiter 프로그램에 의한 성장률 및 물가 예측
제1장 서론
*최근 우리 나라를 비롯해 동남아 금융․외환위기에서 보는 바와 같이 국제금융시장이 불안정적으로 변동하고 있다. 이는 변동환율제도를 근간으로한 현행 국제통화체제와 세 계적으로 확산되고 있는 금융시장 개방 및 자유화 추세 그리고 정보통신기술의 급속한 발전 등에 따른 국가경제간의 상호의존성 심화 등에 연유되고 있다. 더욱이 경제주체들 중에서도 국제금융투자가들은 경제뉴스 등에 따라 그들이 형성하는 장래에 대한 기대 (expectation)에 따라 신속한 자본이동을 촉발시킴으로써 환율, 금리, 주가를 불안정하게 변동시키고 있다. 작년 7월초 헤지펀드(hedge fund)의 투기 공격대상이 되었던 태국 바 트화 폭락사태가 동남아 국가들의 외환위기로 확산된 것도 이 같은 맥락에 근거한다.
기초경제여건이 불안정하거나 비록 기초경제여건이 튼튼하더라도 환차익의 여지가 있을 때에는 투기성 단기자본(hot money)의 공격대상이 된다.
우리경제도 이같은 범주의 예외가 아니어서 결국 IMF관할 경제체제까지 이르게 된 것 은 주지하는 바와 같다. 문제는 향후의 경제가 어떠한 방향으로 갈 것인가인데 IMF와의 협의내용에 비추어 볼 때 금융산업 및 기업의 구조조정은 선진국 유형으로 유도될 것임 을 쉽게 유추할 수 있으며 그에 따라 경제전반에 걸친 개방화가 앞당겨짐으로써 특별한 대응책이 마련되지 않는한 가격변수들의 불안정성은 더욱 높아질 전망이다.
이 연구는 이와 같은 경제 대변혁기에 최소한 금년도 말까지의 환율과 금리, 물가, 성 장률이 어느 수준에 이를 것인지를 예측하는 동시에 이들의 변화에 따른 자본유출입 규 모를 추정하는데 목적이 있다.
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* 이 연구논문을 작성하는 데 한국경제연구원장님을 비롯하여 연구위원분들의 논평에 감사하며 통계자료 정리, 전산프로그램 운용, 타이핑 등 연구보조에 적극 참여한 김응래 박사, 김일수 군 (홍대석사과정 4차 학기), 김문희 양(홍대석사과정 2차 학기)의 노고에 감사한다. 그러나 이 연 구내용에 대한 책임은 전적으로 연구자에 있다.
경제가 과거와 같이 정상적이라고 하여도 예측이란 항상 어려운 연구과제임에도 불구 하고 이 연구를 시도하게 된 것은 극도로 어려운 현재의 우리 나라 경제정황을 감안하여 국민경제에 다소나마 도움이 되기를 바라는 마음에서였다.
환율결정 모형이나 자본이동성 추정모형은 그 수를 헤아릴 수 없을 만큼 많을 뿐만 아 니라 추정기법 또한 다양하다. 그러나 기존의 모형들은 부분적 접근방법이 대부분이며 경제구조적 접근방법에서도 통상적으로 원용되는 시뮬레이션 방법이 주류를 이루고 있 다.
이에 대해 이 연구에서는 국내에서는 시도되지 않았던 한국경제구조를 감안한 환율동 태모형을 설정하여 모형의 안정성을 검증한 후 이를 기초로 경제를 구성하고 있는 각 행 태방정식에 대한 파라미터들을 추정하여 환율예측에 이용하는 방법을 사용하기로 한다.
아울러 시뮬레이션 방법과 거의 유사한 동태합리적 기대모형에 의한 예측을 병행함으로 써 결과치를 상호비교하여 객관성 여부를 모색할 것이다. 이에 원용된 기본모형으로는 Dornbusch(1976)의 환율동태모형으로부터 출발한 Dixit(1980), Buiter and Miller(1982, 1983), Bhandari, Driskill, and Frenkel(1984), Smith(1987), Pikoulakis(1989) 등 많은 문 헌들을 원용하되 모형설정은 한국경제실정에 맞도록 수정․보완하였다.
이 연구의 구성은 다음과 같다. 제1장 서론에 이어 제2장에서는 최근 외환․자본자유 화 추진현황과 전망을 고찰하되 현재 당면과제인 IMF관할 경제가 된 배경과 향후 전망 을 요약․정리하는 방식으로 살펴본다. 그리고 우리 나라를 비롯하여 주요 교역대상국들 에 대한 환율 및 금리의 불안정성을 산정한다. 제3장에서는 주요 환율 및 자본이동결정 이론을 고찰하고 우리 나라 환율예측 모형과 자본이동 추정모형을 설정하여 모형의 안정 성 충족여부를 수학적으로 검증한다. 그리고 안정성이 충족되면 그를 기초로 제4장에서 실증분석을 행하여 환율예측 및 자본이동성을 추정하고 마지막 제5장에서는 연구결과를 요약하고 결론을 맺는 것으로 한다.
제2장 외환․자본자유화 추이와 가격변수들의 불안정성
제1절 최근 외환․자본자유화 추진현황과 전망
1. 90년대 이후의 추진현황
외환․자본자유화의 기본개념은 금융자유화(financial liberalization)의 부분적인 개념이 다. 왜냐하면 금융자유화는 국내외 금융거래에 대한 각종 규제의 완화내지는 철폐를 의 미하기 때문이다. 대내적으로는 금리자유화와 금융기관의 업무영역 확대 및 내부경영 자 율권의 확립 등 국내금융자율화를 의미할 뿐만 아니라 대외적으로는 국내외 금융기관의 상호진출확대 및 국내외 금융상품의 유출입이 자유롭게 이루어질 수 있는 상태로서 외환 자유화와 자본자유화를 포괄한다.1) 금융자유화가 이루어지면 국내금융시장은 외국의 금 융시장 또는 국제금융시장과 연결․통합되어 단일 금융시장으로 발전되는데 이를 흔히 금융국제화(internationalization of financial markets)라고도 한다. 그리고 외환자유화란 무역 및 무역외거래 등 경상거래결제에 대한 외환관리규제의 완화내지는 철폐뿐만 아니 라 기대환율변동으로 인한 환재정거래(exchange arbitrage) 및 환투기거래 등 외환거래 에 아무런 제약이 없는 상태로서 통화의 국제화를 포함한 개념이다. 이에 대해 자본자유 화는 금융중개시장과 자본시장의 개방화를 의미하는데 이에는 금융기관업무의 국제화, 국내외 금융기관의 상호진출확대, 국내외 자본거래의 자유화가 주요 대상이 된다.
우리 나라의 외환․자본자유화에 대한 필요성과 추진방법이 본격적으로 논의되기 시작 한 것은 1980년대 후반 경상수지흑자 시기부터라고 할 수 있다. 왜냐하면 당시에 물가안 정에 고도성장과 경상수지흑자로 어느 정도 경제여력이 있다는 판단과 더불어 세계적으
1) 成範鎔, 國際金融의 理論과 政策, 1994, 제16장 6절 (pp. 526∼30)을 참조할 것.
로 확산되고 있는 금융자유화 추세에 비추어 시장개방이 지연될 경우 시장개방의 기본목 적인 국제경쟁력 제고와 경제효율성 및 공정성 증대를 도모하지 못함으로써 금융, 외환, 자본시장이 낙후될 우려가 제기되었기 때문이다. 그 결과 1960∼80년대 중반까지 유지해 왔던 원칙금지-예외자유(positive system)의 외환관리제도를 완화하는 한편 외국인과의 직합작투자 이외에 외국인의 국내간접투자만을 허용하고 그 외에는 엄격한 통제를 해오 던 자본규제에 대해서도 완화하기 시작하였다. 특히 1993년 6월에는 1997년까지를 목표 로한「제3단계 금융자율화 및 시장개방계획」을 확정․발표하여 점진적이고 단계적으로 시장개방을 본격화하기 시작하였는데 그 주요내용을 간략히 요약하면 다음과 같다.
우선 외환자유화 조치의 기조를 보면 환율제도를 원칙자유-예외금지(negative system) 로 전환하는 동시에 1990년 3월부터 시행한 시장평균환율제도하에서 은행간 일일환율변 동폭을 점진적으로 확대하고 실수요원칙의 단계별 완화, 해외외화보유제한 완화, 외환포 지션관리 기준을 외국환은행의 건전경영 위주로 전환, 그리고 원화의 국제화를 지속적으 로 추진하는 것을 내용으로 하고 있다.
이에 대해 자본거래 자유화 추진계획으로는 내국인 또는 외국인의 직접투자를 신고제 로 전환시키며 외국인의 국내주식투자한도 확대, 채권시장 개방, 기업의 해외자금조달 요 건 완화 등을 주축으로 하고 있다.
그리고 1996년에는 OECD가입에 따른 1997년부터 2000년까지의「자본자유화 및 금융 시장 개방계획」을 분야별, 연도별로 제시하였는데 그에 따르면 2000년까지는 대부분의 국내시장을 개방하는 것으로 되어 있다. 특히 1992년 1월에 외국인의 국내주식 투자허용 과 1994년 12월 및 1995년 2월에 해외여행경비, 해외이주비, 신용카드사용 확대 등 경상 거래에 대한 대폭적인 완화조치를 단행하였는데 그 결과 해외여행수지와 투자수익수지에 대한 적자폭이 누적적으로 증가하여 1996년의 무역외수지적자는 전년대비 2.1배가 증가 한 76억 4,450만 달러에 이르렀다. 무역수지 면에서도 반도체가격의 폭락을 비롯하여 중 화학공업제품의 국제가격 하락으로 부진한 반면 국제석유가격 상승에 따른 원유수입 증
대, 시장개방에 따른 고급소비재 수입의 급증 등으로 무역수지적자는 무려 153억 610만 달러에 이르러 경상수지는 237억 1,590만 달러의 적자를 기록함으로써 국내총생산(GDP) 대비 -4.9%나 되었다. 주요 선진국들의 GDP대비 경상수지 비율이 -0.1%∼3.4%수준인 점을 감안하면 지나치게 높은 적자비율이 아닐 수 없다2). 이같은 대폭적인 경상수지는 자본차입을 통해 보전(financing)해야 되기 때문에 외채규모도 늘어날 수 밖에 없었다.
실제로 총외채는 1990년 말에 317억 달러에 불과하던 것이 1996년 말에는 무려 1,607억 달러로 6년간에 1,290억 달러가 증가한 천문학적 수치가 되었다. 이미 이때부터 학계에서 는 금융․외환위기감이 고조되기 시작하였다.
2. IMF경제와 향후전망
가. IMF구제금융 요청의 배경 및 주요 내용
1992년 문민정부가 들어서면서 신경제 5개년계획수립, 금융실명제 시행 등 일련의 경 제개혁 노력으로 1993∼95년 기간동안에는 비교적 높은 성장과 물가안정, 경상수지개선 등이 가시화되었다.
그럼에도 불구하고 경제구조는 고비용, 저효율을 심화시키는 방향으로 기울어만 가고 그러한 부정적인 결과는 1996년도의 경제문제로 부상되었다. 사상 최대의 경상수지적자 와 감당할 수 없는 수준의 총외채누적, 금융기관의 과다부실채권과 기업의 과다차입구조, 적정외환보유액을 크게 하회하는 외환보유액 등으로 환율, 금리, 주가의 불안정성 증대 그리고 대기업을 비롯한 연이은 기업의 부도사태 속출 등 외화차입 없이는 더 이상 버틸
2) 미국(-1.9%), 일본(1.4%), 독일(-0.6%), 프랑스(1.3%), 이태리(3.4%), 영국(-0.1%), 캐나다(0.5%) 를 지칭함. 이에 대해서는 IMF, World Economic Outlook, October 1997, p.184를 참조할 것.
그외 한국자료는 한국은행 조사통계월보와 재경원보도자료에서 인용하였음.
여력이 없을 만큼 한계점에 이르게 되었다.
IMF구제금융을 요청하게 된 경제배경을 이해하기 위해 1997년 11월까지의 주요 경제 지표를 보면 다음의 <표 1>과 같다.
경상수지는 분기별 적자폭이 감소하여 11월에는 겨우 5억 4천만 달러의 흑자를 기록하 였으나 총외채는 97년 9월에 1,706억 달러, 11월에 1,569억 달러에 이르고 더욱 문제가 된 것은 총외채중 60%를 상회하는 단기외채구조였다. 그리고 외환보유액도 96년 말의 332억 4천만 달러에서 97년 11월에는 78억 4천만 달러가 감소한 244억 달러에 불과하였 다. 외환보유액중에서도 해외점포예치금을 제외한 가용외환보유액은 1997년 6월의 253억 1천만 달러에서 11월에는 72억 6천만 달러가 되었다.
외환보유액이 적정수준인가의 여부를 판단하는 국제관례로는 3개월 누계 경상지급액 (상품수입액+무역외지급액)이 사용되는데 경상지급액 대비 가용외환보유액 비율은 97년 에 50%를 밑도는 수준이었고 11월에는 16.1%에 지나지 않아 외환고갈이 어느 정도 심 각한 가를 알 수 있다. 그 결과 환율도 폭등하여 97년 10월 말에는 하루 환율변동 상한 선인 2.25%까지 이르러 거래중단이 이루어졌고 11월 10일에는 달러당 1,000원대를 넘어 섰다.
또한 종금사를 포함한 금융기관들이 보유한 부실채권은 97년 9∼10월간에 약 32조 4천 억원으로 총대출금 중 약 5.5%에 이르고 있었는데 가뜩이나 국제결제은행(BIS) 기준 즉 총위험자산 중 자기자본비율 8% 요건을 충족해야 하므로 자금확보에 주력함으로써 국내 단기금융시장 마저 자금경색으로 금리 또한 급등하였다. 뿐만 아니라 기업은 17.1%에 이 르는 금융부채비율을 앉고 있어 연이은 기업부도사태가 번지면서 10월의 전국 부도율은 0.49%에 이르렀다.
<표 1> IMF구제금융 요청전 주요 경제지표 현황
연. 월말
경상수지1) (억 달러)
총 외 채2)
(억 달러) 외환보유액 (가용외환보유액)
(억 달러)
경상지급액 대비3) 외환보유액
비율 (%)
환율4) (￦/＄)
금리5 (%)
물가상승률6) (%)
어음부도율7) 총계 단기 장기 (%)
1996. 12 -237.2 1,607 (100.0)
1,000 (62.2)
607 (37.8)
332.4 (294.2)
73.2
(64.8) 844.2 12.6 4.9 0.12 1997. 3 -74.1 NA NA NA 291.5
(211.4)
63.6 (46.1)
897.1
(6.3) 12.7 4.5 0.22 6 -28.1 1,635
(100.0) 1,028 (62.9)
607 (37.1)
333.2 (253.1)
71.7 (54.5)
888.1
(5.2) 11.7 4.0 0.20 9 -21.1 1,706
(100.0) 1,040 (61.0)
666 (39.0)
304.3 (224.2)
67.1 (49.5)
914.8
(8.4) 12.4 4.2 0.31 10 -7.1 NA NA NA 305.1
(223.0)
67.5 (49.4)
965.1
(14.3) 12.5 4.2 0.49 11 5.4 1,569
(100.0) 92.2 (58.8)
647 (41.2)
244.0 (72.6)
54.1 (16.1)
1,163.8
(37.9) 14.1 4.3 0.41
주: 1) 1996년은 12월말까지 누계이며, 1997년은 분기별 합계임.
2) 단기 및 장기외채란의 ( )내의 값은 총외채에 대한 비중(%)임.
3) 경상지급액은 국제수지기준의 수입액과 무역외지급액의 3개월 합계이며 다만 10월과 11월도 각각 8∼10월 합계, 9∼11월 합계(잠정추계치)임. ( )내의 값은 경상지급액대비 가용외환보유액 비율 (%)임.
4) 환율은 연월말 기준이며, ( )내는 96년말 대비 증가율임.
5) 금리는 3년만기 회사채유통수익률임.
6) 소비자물가지수(1995=100)기준의 전년 동기대비 증가율임.
7) 금액기준 전국 부도율임.
자료: 한국은행, 조사통계월보 및 재경원 보도자료.
이와 같이 급박하게 돌아가는 경제상황에 국제신용평가기관인 스탠더드 앤드 푸어스 (Standard and Poor's)사가 11월 26일에 한국의 국가신용등급을 2단계 하향조정한 것도 경제상황을 더욱 악화시키는 결과를 초래하였다. 물론 12월 중에는 무디스(Mood`s)사와
함께 국가신용등급을 투자부적격인 정크본드(junk bond)수준으로 하향조정한 것은 주지 하는 바와 같다.
이상과 같은 일련의 경제위기 상황의 전개로 11월 21일에 IMF구제금융 지원요청을 발 표하고 12월 5일에 IMF와 자금지원에 따른 양해각서에 조인함으로써 IMF관할 경제가 시작되었다.
IMF와의 합의사항의 핵심은 우리 나라 금융․외환위기를 조기수습하기 위해 550억 달 러 규모를 긴급지원하되 3개월 단위로 지원조건 이행여부를 점검하면서 단계적으로 추가 지원을 할 것이며 일단 결정된 지원조건은 지켜져야 한다는 내용이다.
자금지원은 1차로 IMF에서 3년만기 대기성차관으로 210억 달러, 세계은행(IBRD)에서 100억 달러 그리고 아시아 개발은행(ADB)에서 40억달러로 총 350억 달러로 하며, 자금 부족시 2차분으로 미국 50억 달러, 일본 100억 달러, 호주, 캐나다, 프랑스, 독일, 영국 공 동으로 50억 달러 등 2차분 총 200억 달러를 지원한다는 것이다.
그에 따라 도덕적 해이(moral hazard)를 방지한다는 차원에서 우리경제가 이행해야 할 사항으로 제시한 내용을 크게 분류하면 ① 향후 경제운용방향으로 거시경제목표 설정 ② 긴축재정정책 시행 ③ 금융부문구조 조정 ④ 기타 구조개혁으로 구성되어 있다.3)
나. 향후 전망
이미 금년 1월 29일 IMF와의 외채협상결과 240억 달러에 이르는 단기외채를 1∼3년 으로 연장하여 외화자금경색을 해소하는데 크게 기여하였으나 외채 자체가 감소된 것이 아니어서 국민의 고통분담 노력이 지속될 것이다. 특히 IMF와의 협의사항을 준수하기 위해 금융산업 및 기업의 대대적인 구조조정이 전개되고 있으며, 노동시장의 유연성 확 보차원에서 노사정 타협으로 정리해고제가 도입되고 있다. 무역자유화면에서도 수입선다 3) 상세한 내용은 재정경제원, 보도자료(97. 12. 5)를 참조할 것.
변화 제도의 폐지, 수입승인제 폐지가 이루어질 것이며, 자본자유화면에서도 이미 외국인 주식투자한도가 50%까지 확대되었으므로 적대적 인수․합병(M&A)이 용이해 질 것이다.
환율제도면에서 자유환율변동제로 이행되었고 금리변동상한폭도 연 25%에서 40%로 확대되고 있어 향후에는 투기성 단기자본(hot money)의 빈번한 유출입으로 환율 및 금 리가 불안정하게 변동될 전망이다. 더욱이 외화자금경색을 완화하기 위해서는 국가의 대 외신인도 증대가 필수적인데 현재 투자부적격 등급에 있는 국가신용등급 뿐만 아니라 대 기업의 신용등급을 상향조정하기 위한 모든 노력이 경주될 전망이다.
끝으로, 경제정책운용의 기조는 이미 IMF와의 3차에 걸친 협의사항과 같이 긴축재정
․금융정책이 될 것이다. 주요 거시경제지표에 대한 조정안 내용을 요약하면 <표 2>와 같은데 이에서 보는 바와 같이 IMF와의 양해각서를 조인하던 당초 합의사항에 비해 2차 수정안에서는 우리경제 현실을 크게 감안한 내용임을 알 수 있다.
<표 2> 1998년도 주요 거시경제지표 조정안
경제지표명 당초(97. 12. 5) 1차 수정(98. 1 .8) 2차 수정(98. 2. 17)
GDP성장률 3% 1∼2% 1%(0%나 마이너스 성장 가능)
물가상승률 5%이내 9% 9% 대
금리1) 연 14∼16% 연 20%이상 단계적 인하 가능
환율(원/달러) 1,100원 1,300 ―
경상수지 43억 달러 적자 30억 달러 흑자 80억 달러 흑자
통화증가율( M3) 연 9% 13.2% 13.5%
재정적자 균형 또는 소폭
흑자유지 적자 용인 GDP의 0.8% 이내 적자
주 : 1) 3년만기 회사채유통수익률.
제2절 국가별 가격변수들의 불안정성 측정
1. 불안정성의 측정방법
국가간 경제영역이 통합되고 금융자유화가 세계적인 추세인 지금에 환율, 금리, 주가, 물가 등 가격변수들은 국내외 경제여건변화와 더불어 부단하게 변동할 것이다. 이 절에 서는 IMF관할 경제가 되면서 금융․외환․자본시장 개방이 대폭적으로 이루어지고 있음 에 비추어 향후의 가격변수들에 대한 불안정성을 측정하는 데 도움이 되도록 그 측정방 법을 고찰하고 우리 나라뿐만 아니라 주요 교역대상국들에 대한 불안정성 정도를 파악하 기로 한다.
환율, 금리 등과 같은 가격변수들에 대한 측정방법 중 가장 단순한 방법으로는 평균, 분산 또는 표준편차 등 적률(moment)을 이용한다. Rana(1981)는 아시아 7개국에 대해 1967년 7월부터 1971년 8월까지를 제1기간 구간으로 하고 1973년 4월부터 1997년 5월까 지를 제2기간으로 하여 분기별로 명목환율과 실질실효환율의 불안정성을 측정하였는데 이에 원용된 적률공식은 다음과 같다.
Mr= 1 N
∑
Ni = 1( Ri-
∑
Ni =1
Ri
N )2 (2․1) 단, Ri= i번째 확률변수의 표본(i = 1, 2,․ ․ ․, N),
Mr= r번째 표본적률.
윗식에서 비대칭도를 나타내는 왜도(skewness)는 M3/ M
32
2 이고 첨도(kurtosis)는 M4/ M22로 주어진다.
그러나 일반적으로 환율변동의 분포가 정규분포가 아니므로 위의 공식에 의한 불안정 성 측정은 잘못된 판단을 초래할 수 있다. 따라서 Brodsky(1984)는 Rana방법을 수정하 여 절대편차에 기초한 지니 평균차분(Gini mean difference)과 표준편차로 선진국과 후진 국에 대한 명목 및 실질환율에 대한 불안정성을 측정하였다.
한편, Batchelor and Wood(1982)는 평균평방근편차(root mean square deviation)방법을 다소 변형하여 기대환율을 도입한 모형으로 환율의 불안정성 측정을 하기 위해 다음과 같은 방식을 이용하였다.
J ( E ) =
(
100E){ ∑
t -1T ( Et- Ete)2/ ( T-1 )}
21 (2․2) 단, E = 환율평균,Et= t기의 실제환율, Ete= t기의 기대환율.
위의 식 (2․2)는 일반적인 변이계수(coefficient of variation)와 비교할 때 표준편차 계산에 환율평균 대신 기대환율을 사용한 점이 다르다고 하겠다.
이외에도 Bui and Pippenger(1990)는 분산과 더불어 스펙트라(spectra) 및 주기빈도수 (frequency of cycles)를 이용하여 물가와 환율의 변동성을 추정하여 일물일가의 법칙 즉 구매력평가조건이 성립되는지를 검정하였다. 그러나 어느 방법을 사용하든간에 불안정성 측정에는 변수의 수준(level)이 아닌 변동률을 이용하는 것이 일반적인 접근방법이다.
2. 한국 및 주요 교역대상국들의 환율 및 금리의 불안정성
초인플레이션(hyper-inflation)이 아닌한 물가는 환율, 금리에 비해 상대적으로 경직적
이므로 이하에서는 우리 나라와 주요 교역대상국들에 대한 환율 및 금리의 불안정성을 위의 산식 (2․2)를 통해 측정하기로 한다. 측정대상기간으로는 1990년 6월부터 1997년 6 월까지로 하되 월별자료를 이용하기로 한다.
다만, 시장평균환율 변동폭의 소폭적인 확대 및 외국인주식투자 허용 등이 이루어진 제Ⅰ기간으로 1990년 6월부터 1993년 12월까지로 한정하고, 제Ⅱ기간으로는 1994년 1월 부터 1997년 6월까지로 하였다. 앞의 식(2․2)에서 기대환율( Ete)은 ARIMA모형으로 추정하였으며 이에 기초하여 산정한 불안정성 결과는 <표 3>과 같다.
<표 3> 환율 및 금리의 불안정성 추이
국 명 기 간 평 균 표준편차 불안정성(%)
환 율 금 리 환 율 금 리 환 율 금 리 한 국 Ⅰ 762.91 16.11 35.31 2.63 8.21 135.95
Ⅱ 805.12 12.78 36.64 1.14 14.90 112.93 일 본 Ⅰ 126.71 5.47 12.25 1.54 80.67 156.45
Ⅱ 104.30 2.70 9.96 0.80 143.09 255.77 독 일 Ⅰ 1.6152 7.85 0.09 1.10 136.90 161.93
Ⅱ 1.5428 6.09 0.11 0.77 85.78 150.26 캐나다 Ⅰ 1.2058 9.12 0.06 1.17 300.11 133.23
Ⅱ 1.3675 7.96 0.02 0.87 338.62 143.99 영 국 Ⅰ 1.7110 9.31 0.17 1.19 112.76 119.52
Ⅱ 1.5688 8.04 0.05 0.50 181.15 122.63
주: 1) 기간중Ⅰ은 1990년 6월∼93년 12월 기간을 의미하며, Ⅱ는 1994년 1월∼97년 6월 기간을 나 타냄.
2) 환율은 기간평균치를 사용하였으며 국내금리는 회사채유통수익률이며 외국금리는 정부채권 금리(government bond rate)임.
3) 원화의 대미달러 환율이므로 미국의 환율불안정성은 제외시켰음. 다만 미국정부채권금리에 대한 불안정성은 제Ⅰ기간에 179.43%, 제Ⅱ기간에 326.37% 임.
자료: 한국은행, 조사통계월보 및 IMF, IFS 각 월호.
불안정성추이를 보면 우리 나라의 경우 환율불안정성은 제Ⅰ기간에 비해 제Ⅱ기간이 높으나 금리는 낮은 것으로 나타났다. 주요 교역대상국의 불안정성을 보면 독일이 통독 후 환율 및 금리 모두 안정성을 회복하여 제Ⅰ기간에 비해 제Ⅱ기간에 안정적일뿐 나머 지 모든 국가는 불안정성이 높은 것으로 나타났다. 대부분의 주요 교역대상국들이 제Ⅱ 기간에 불안정성이 높게 나타난 것은 외환․자본시장개방폭이 높아 기대환율변동폭이 높 은데 영향을 받고 있기 때문인 것으로 풀이된다.
제3장 환율예측과 자본이동추정 모형
제1절 환율 및 자본이동 결정이론의 개요
1. 환율결정이론의 개요
환율결정이론은 산업구조, 자본의 이동성정도, 경제정책 기조, 환율, 금리, 물가 등에 대해 경제주체들이 형성하는 기대(expectation) 정도 등에 따라 해당 국가의 경제구조에 적합한 모형개발로 다양한 형태로 발전되어 왔다. 이 같은 환율결정이론들을 간결하게 요약정리한 Frankel(1984, 1993)에 따르면 크게 구매력평가환율, 국제수접근방법 등 전통 적 플로우 접근방법의 환율결정이론과 통화론적 접근방법 및 포트폴리오 밸런스 접근방 법을 주축으로한 자산시장 접근방법의 환율결정이론으로 나눌 수 있다.
통화론적접근방법은 자본의 완전이동성과 자본의 완전대체성을 가정하여 환율이 양국 간의 화폐에 대한 상대적 수요와 공급에 의해 결정된다는 이론이다. 그리고 통화론적 접 근방법에 의한 환율결정이론은 물가의 신축성 여부에 따라 상이해지는데 장단기에 구매 력평가가 성립되는 신축적 물가를 가정한 통화론적 모형과 경직적 물가를 가정한 오버슈 팅모형으로 구분된다. 또한 비록 물가의 신축성이 완만하더라도 실질금리를 감안한 실질 금리격차모형이 있다. 이에 대해 포트폴리오 밸런스 접근방법은 자본의 완전이동성은 보 장되나 국내자산과 외국자산을 이질적(heterogeneous)인 것으로 보고 자본의 불완전대체 성을 가정한 환율결정이론이다. 자본의 불완전대체성의 존재는 환위험프리미엄(exchange risk premium)의 존재를 의미하는데 외국채권에 대한 국내채권에 대한 상대적 수요는 환위험의 프리미엄의 증가함수로 정의된다. Frankel은 통화론자모형과 포트폴리오모형을 결합한 종합자산모형을 도출하여 1974년 7월부터 1978년 2월 강의기간을 대상으로 달러
-마르크 환율에 대한 실증분석을 행하였는데 이에 사용된 모형을 일반화시키면 다음과 같이 요약된다.
e = β0+ β1( m - m*) - β2( y-y*) - β3( i-i*) + β4(π -π*) + β5( b-f ) (3․1)
윗식에서 변수의 우측상단에 부여한 별( * ) 표시는 외국변수를 나타내며 국내외금리 차이( i- i*), 국내외 기대인플레이션율차이( π - π*)를 제외한 변수들은 대수(logarithm) 로 표시되었다. 따라서 균형환율(e)은 금리 및 기대인플레이션율차이 뿐만 아니라 상대 통화공급 ( m - m*), 상대실질소득( y- y*), 상대채권공급 즉 외국채권(f)에 대한 국내채 권(b)비율에 의해 결정된다. βi( i= 0,1,…,5 )는 추정계수를 나타낸다. 그러나 이와 같 은 모형은 실물, 금융, 외환시장이 완전개방되고 있을 뿐만 아니라 시장기능이 제대로 작 동하여 가격변수들이 시장원리에 의하여 결정되는 선진국 경제구조에 적합한 모형이다.
그럼에도 불구하고 추정기간 밖으로 표본수를 증가시킬 경우 예측능력에 대한 타당성에 대해서도 의문이 제기되도 있다. 이에 Meeze and Rogoff(1984), Diebold and Nason(1990)은 랜덤워크 모형(random walk model)에 기초하여 환율예측능력을 검증하 였다. 그러나 주지하는 바와 같이 랜덤워크 모형은 기대치와 분산이 시간의 함수로 나타 나기 때문에 차분(difference)만이 정상과정(stationary process)을 따르며 또한 표본의 상 실뿐만 아니라 변수자체의 과거시계열에만 의존하므로 모형의 한계점을 갖는다.
한편 앞의 식 (3․1)과 같이 기초경제변수들(economic fundamental variables)에 의한 환율결정모형의 예측능력을 검정하기 위해 Mark(1995), Chinn and Meeze(1995), 최두열
․설동규(1997) 등이 장기회귀모형(long horizon regression model)으로 추정하였는데 이 들 모형은 다음과 같다.
Δket + k = αk+ βk(ft-et) + εk, t , k = 1,…, K . (3․2)
Δk는 k번째 차분연산자(difference operator) 이고 ft는 식 (3․1)과 같이 국민경제를 구성하고 있는 기초경제변수들을 나타낸다. 예를 들어 ft = ( mt- m*t) - ( yt- y*t) 과 같이 필요에 따라 간단히 표시할 수도 있다. 물론 여기서도 대수형으로 표시되었으며 t+k 기의 환율변동률에 대한 예측모형이다. 따라서 ft - et는 오차수정항으로 βk > 0 으로 가정한다. 여기서 오차항을 삽입한 것은 장기에 걸쳐 환율변동은 기초경제변수와 독립적이 아니라는 가정을 하고 있기 때문이다. 그러나 Berkowitz and Giorgianni(1997) 는 이들 모형에 기초하여 벡터 오차수정으로 추정한 결과 위의 학자들의 추정결과와는 달리 환율변동은 기초경제여건과 독립적일 뿐만 아니라 장기 추정결과보다 가성적회귀 (spurious regresion) 결과라고 반론을 제기하고 있어 환율예측능력에 대한 회의를 제기 하고 있다. 최근에는 국가간 금융, 외환, 자본시장의 연계성이 고도로 높아짐에 따라 환 율예측의 경제뉴스모형이 급속도로 발전되고 있는데 Frenkel(1981), Edwards(1983), MacDonald(1983), Frankel and Froot(1987), Dominguez and Frankel(1993) 등 많은 논 문들이 있는데 동 모형은 다음과 같이 요약할 수 있다.
et = β0+ β1ft - 1+ β2( zt- zte) + εt (3․3)
ft - 1은 대수로 표시한 전분기 선물환율로 효율적 시장가설(efficient market hypothesis)
에 의거 t기의 기대환율( ete)은 주어진 전분기의 모든 경제정보(It -1)하에 환율의 기 대치E ( et∣ It - 1)와 동일하고 이는 다시 전분기의 선물환율과 같다. 따라서 투자자가 위 험중립적이고 환위험이 존재하지 않으면(et- ft - 1)은 확률교란항과 같다. 또한 경제주
체들이 예상하지 못한 기초경제변수의 변동, 즉 zt- zte의 변동은 경제뉴스가 된다. 따 라서 식 (3․3)을 경제뉴스모형이라고 지칭하는데 기초경제변수 zt는 식(3․1)의 설명변 수들 뿐만 아니라 경상수지 적자, 외채수준 등이 포함될 수 있다.
이외에도 장기균형환율의 결정이론으로 구매력평가환율(purchasing power parity exchange rate), 경제구조를 포괄한 환율동태모형들이 있는데 이에 대해서는 제 2 절에 서 고찰하기로 한다.
2. 자본이동 결정이론의 개요
자본 유출입의 크기는 통상 자본이동성(capital mobility) 정도로 파악하는데 자본이동 성이란 광의로 국내외 금융시장간의 통합정도를 의미하며 이는 국내외 자산간에 이루어 지는 재정거래(arbitrage transaction)를 제약하는 거래비용 및 자본유출입에 대한 규제와 국내외 자산간의 대체성 정도 등에 의해 결정된다. 이 같은 자본이동성을 측정하는 방법 에 대해서는 객관적이고 일반화된 이론이 정립되지 못하고 있는 상태다. 가장 단순한 방 법으로는 총자본유츨입이 국내총생산에서 차지하는 비율 또는 국내총자산중 순외화자산 이 차지하는 비율을 국가별로 비교하는 것을 들 수 있다. 그러나 이론적인 측면에서 보 다 관심의 대상이 되는 측정방법으로는 크게 저축-투자접근방법, 이자평가접근방법, 그 리고 동태모형하에서의 오일러 방정식(Euler euation)에 의한 방법 등 세 가지 유형으로 구분 할 수 있다.4) 그러나 이 중 가장 널리 이용되는 방법으로는 이자평가접근방법이며
4) 저축-투자 접근방법에 대해서는 Feldstein and Horioka(1980), Monadjemi(1990) 등이 있으며, 이자평가접근방법중 국내균형시장금리가 커버되지않은 이자평가금리와 민간 자본계정이 완전 폐쇄상태인 경우의 국내 균형시장 금리에 의해 가중평균으로 자본이동성을 측정하는 방법으로 Haque and Montiel(1990)의 모형이 있다. 그리고 오일러방정식에 의한 측정방법으로는 Obstfeld(1986)를 참조할 것.
특히 자본의 불완전 대체성을 가정하여 자본수지가 다음과 같이 환위험프리미엄의 증가 함수로 측정하는 방법을 들 수 있다.
KA = β ( i - i*- x ) (3․4)
KA는 자본수지이며 i - i*- x 는 환위험프리미엄으로 국내금리(i)에서 외국금리 ( i* )및 기대평가절하율(x)을 뺀 차이로 표시된다. 윗식 (3․4)에서 β 는 자본의 이동성 정도를 측정하여 주는 조정속도를 나타내는데 국가간에 자본의 완전이동성이 보장되는 극단의 경우에는 β 는 무한대 β → ∞가 되어 커버되지 않는 이자평가조건 (i = i*+ x )이 성립된다. 그리고 자본이동성이 불가능한 폐쇄경제의 경우에는 β는 영 (β → 0)이 된다. Frenkel and Rodriguez(1982)는 Dornbusch(1976) 모형에 윗식을 결합 하여 예상하지 못한 통화공급 증대가 명목환율의 오버슈팅 또는 언더슈팅이 발생가능한 경우를 이론적으로 도출한 바 있다.
윗식이 유량접근방법인 점에 대해 Bhandari, Driskill, and Frenkel(1984)은 민간의 자 본수요를 일정시점에서 외화자산에 대한 저량수요로 설정하여 자본이동성을 측정하려고 하였다. 그럼에도 불구하고 β가 정확히 어느 정도의 크기여야 자본이동성이 높은 수준 이냐 하는 문제는 아직도 하나의 연구과제로 남아 있다.
제 2 절 환율예측 및 자본이동 추정모형의 설정
1. 환율예측모형
이 항에서는 개방거시경제구조를 반영한 환율동태모형에 입각하여 환율예측모형을 설 정하기로 한다. 경제구조는 화폐시장, 실물시장 그리고 외환시장으로 구성되는 것으로 가 정한다. 분석을 단순화하기 위해 소규모개방경제를 가정하여 외국물가수준과 외국금리는 모두 고정된 것으로 가정하며 또한 모든 경제변수들은 시간(t)의 함수이지만 특별한 언 급이 없는한 경제변수들에 결부된 시간변수는 제외시킨다. 그리고 경제변수의 우측상단 에 첨부된 모든 별표시(* )는 외국경제변수를 나타낸다. 또한 소문자로 표시된 모든 변 수들은 대수(logarithm)로 표시되었음을 의미하며 변수위의 점( ․ )은 시간에 대해 미분 한 변동률(x = dx / dt )을 나타낸다. 뿐만 아니라 기본모형에서 정의되는 항등식이나 행태방정식(behavioral equations)은 모두 두번 연속미분 가능할 뿐만 아니라 적분이 가 능한 함수이며 경제를 구성하고 있는 각 시장은 최초에 균제상태(steady state)에 있는 것으로 가정한다.
가. 화폐시장
Dornbusch(1976)가 원용한 케이건 함수(Cagan function)에 따라 화폐시장에서의 실질 화폐에 대한 수요는 실질소득과 명목금리에 의해 결정될 뿐만 아니라 화폐시장의 균형조 건으로부터 다음과 같이 대수 선형방정식(log-linear equation)의 형태로 정의된다고 가 정한다.
m - p = ky - λi (3․5)
위의 식 (3․5)에서 m, p, y는 각각 명목화폐공급량, 물가수준, 실질소득의 대수이 며 i는 명목금리이다. 그리고 파라미터 k는 화폐수요에 대한 소득탄력성을 나타내며 λ 는 금리의 반탄력성(semi-elasticity)을 표시한다.
문제를 단순화하기 위해 k나 λ를 포함한 이하의 모든 파라미터들에 대해서는 별도 의 언급이 없는한 양( + )의 값을 갖는 것으로 가정한다.
나. 실물시장
실물시장은 국민소득 항등식으로부터 다음과 같이 실질단위로서 민간소비지출, 투자 지출, 정부지출(g )과 원화표시 재화 및 용역의 순수출 즉 이전수지를 제외한 경상수지 (T)로 구성된다.
σ, γ는 각각 파라미터이며 p은 국내물가수준의 변동률 d ( log p( t ) / d t) )을 나타내 며 i - p은 실질금리를 반영한다.
y = σy - γ ( i - p ) + g + T (3․6)
윗 식의 재화 및 용역의 순수출은 다음과 같이 실질환율, 국내실질소득 그리고 외국 실질소득의 함수로 표시할 수 있다.
T = δ ( e + p*-p ) - ηy + νy* (3․7)
식 (3․7)은 마샬-러너조건(Marshall-Lerner condition)이 충족된다는 가정하에 국내 통화표시 경상수지는 실질환율( e + p*- p)의 증가함수임을 의미하여, 국내실질소득(y) 에는 감소함수이지만 외국실질소득(y*)에는 증가함수임을 의미한다.
한편, 물가변동률( p )은 마크엎 가격결정(make-up pricing) 원리에 입각하여 총수요 측의 GNP갭( y - y )과 공급측의 비용상승률( c )에 의해 결정되는 것으로 가정한다.
y 는 잠재GNP를 표시한다. 그리고 비용상승률은 다음과 같이 단위노동비용상승률 ( u )과 수입물가상승률( e + p*)의 가중평균으로 결정되는 것으로 가정하였다.
p = φ( y - y ) + c (3․8)
c = α u + ( 1 - α )( e + p*) (3․9)
다. 외환시장
환율동태모형에서 다루고 있는 대부분의 연구논문들은 자본의 완전이동성과 완전대체 성을 가정하여 커버되지 않은 이자평가조건(uncovered interest parity condition)에 기초 하여 환율변동률이 국내금리와 외국금리간의 격차에 의해서 결정되는 것으로 가정하고 있다. 그러나 이 연구에서는 최근 우리 나라 환율이 기대환율변동률( ee)에 의해 크게 영향을 받고 있음을 고려하였으며, 기대환율변동률은 외환위기를 수용할 수 있는 대리변 수로서 국내외 금리차이(i - i*)와 경상지급액에 대한 외환보유액 비율(h ), 총외채에 대한 단기외채비율(d)에 의해 결정되는 것으로 가정하였다. 경상지급액은 국제수지기준 의 상품수입액과 무역외지급액의 3개월분을 합계한 것으로 정의하였다.5)
e = i - i* + εee (3․10)
ee = - ψ ( i - i*) - θh + τd (3․11)
한편, 관점을 달리하여 환율변동률을 민간보유 외화자산의 감소함수로 정의하여 다음 과 같은 모형으로도 추정하여 두 결과를 비교토록 하였다.6)
e = i - i* + ε ( F -R ) (3․12)
R = ψ ( i - i*) + θz - τd (3․13)
윗 식에서 F는 총순외화자산이며 R은 금을 제외한 외환보유액이다. 그리고 z는 GNP대비 경상지급액의 비율을 나타낸다.
5) 전형적인 기대 결정구조는 Dornbusch(1976) 유형의 ee = θ ( e - e) 가 널리 이용되고 있으 나 우리나라 경제 현실에서는 부적합할 뿐만 아니라 최근 금융․외환위기가 외환보유액 부족 과 과도한 단기외채구조로 국가신인도가 하락하였다는 판단하에서 이를 변수화하기 위해 식 (3․10)∼(3․11) 또는 식 (3․12)∼(3․13)과 같이 설정하였음. 기대환율결정에 관한 이론으 로는 Frankel and Froot(1987), Dutt(1994) 등을 참조할 것.
6) 식 (3․13)과 유사하게 정의한 논문으로는 Blundell-Wignall and Masson(1985), Smith(1987) 등을 참조할 것.
라. 모형의 안정성과 특징
(1) 동태적 축약방정식의 도출
물가변동률 p , 환율변동률 e 에 대한 축약방정식을 도출하기 위해 먼저 식 (3․
4)∼(3․7)으로부터 다음의 식 (3․14) 및 식 (3․15)와 같이 균형명목금리 i와 균형실질 소득 y를 각각 도출한다.
i = △ { - [ kδ-J ] p + kδe - εθkγ ( 1-α ) h + ετkγ ( 1 -α ) d1 - J m + k g + αkγ μ - kγ ( 1-α )( 1-εψ ) i*+ kν y*+ kδ p*}
(3․14)
y = 1
△ { - { λδ + γ [ εψ + α ( 1-εψ) ] } p + λδe - εθλγ ( 1-α) h + ετλγ ( 1-α) d + γ [ εψ +α ( 1-εψ) ] m + λ g + αλγ μ - λγ ( 1-α)( 1-εψ ) i*+ λνy*+ λδp*}
(3․15)
단, △ = kγ [ εψ + α ( 1-εψ ) ] + λ J, J = 1- σ + η- γφ.
한편, 비용상승률 c 과 기대환율변동률 ee에 대해 식 (3․14)와 식 (3․15)를 각각 대입하여 정리하면 다음과 같이 식 (3․16)과 식 (3․17)이 된다. 다만, 이하에서는 수식 을 간단히 하기위해 h, d이외의 모든 외생변수들에 대한 계수들은 제외시켰다.
c = 1
△ { - (1 - α ) (1 - εψ ) (k δ - J ) p + kδ (1 - α ) (1 - εψ ) e
- εθ(1 - α )[k γ (1 - α )(1 - εψ )+ △ ] h + ετ (1 - α )[k γ(1 - α )(1 - εψ )+ △ ] d }
(3․16)
ee = 1
△ { ψ ( kδ-J ) p - kδψ e + θψ [ εkγ ( 1-α ) - △ / ψ] h - τψ [ εkγ ( 1-α ) -△ /ψ ] d }
(3․17)
식 (13․16)∼식 (3․17)을 이용하여 물가변동률 p 과 환율변동률 e 을 도출하면 다음과 같이 연립방정식으로 구성되는 축약형의 동태모형이 된다.
ꀎ ꀚ
︳︳
︳︳
︳ ꀏ ꀛ
︳︳
︳︳
︳
p
e
= 1
△
ꀎ ꀚ
︳︳
︳︳
ꀏ ꀛ
︳︳
︳︳
- { φλ δ + φγ [ ε ψ + α (1 - εψ) ] δ K + ( 1 - α )( 1- ε ψ )( k δ - J ) }
-( 1 - ε ψ )( δ k - J ) k δ ( 1- ε ψ)
ꀎ ꀚ
︳︳
︳︳ ꀏ ꀛ
︳︳
︳︳
p
e
+ 1
△
ꀎ ꀚ
︳︳
︳︳
ꀏ ꀛ
︳︳
︳︳
- ε θ γ (1 - α)[ K + △ / γ ] ε γ τ( 1 - α )[ K + △ / γ ]
- ε θ[ k γ ( 1- α )( 1 - ε ψ )+ △ ] ε τ[ k γ ( 1 - α )(1 - ε ψ ) + △ ]
ꀎ ꀚ
︳︳
︳︳ ꀏ ꀛ
︳︳
︳︳
h
d
(3․18)
위의 식에서 내생변수들의 계수행렬을 A라고 하고 외생변수들의 계수를 B라고 놓 으면 식 (3․18)은 다음과 같이 간단히 표시된다.
ꀎ ꀚ
︳︳
︳︳ ꀏ ꀛ
︳︳
︳︳ p e
= A ꀎ ꀚ
︳︳
︳ ꀏ ꀛ
︳︳
︳ p e
+ B ꀎ ꀚ
︳︳
︳ ꀏ ꀛ
︳︳
︳ h d
(3․19)
따라서 행렬A가 비특이행렬(nonsingular matrix)이면 A의 역행렬이 존재하고 p , e 에 대한 유일한 해(unique solution)가 존재할 뿐만 아니라 이들에 대한 장기균형이
도출될 수 있다.
한편, 앞에서 도출한 비동태적 내생변수들(non-dynamic endogeneous variables)에 대 한 행태방정식들을 행렬형으로 표시하면 다음의 식 (3․20)과 같다.
ꀎ
ꀚ
︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
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︳︳
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︳︳
︳ ꀏ
ꀛ
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︳︳
︳︳
︳ i y c
ee
= 1
△ ꀎ
ꀚ
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ꀏ
ꀛ
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︳︳
︳
- ( k δ - J) kδ
- {λδ + γ[ εψ + α( 1 - εψ) ] } λδ
- ( 1 -α )( 1 -εψ )( kδ - J) kδ ( 1 - α)( 1 -εψ)
ψ ( k δ - J) - k δψ
ꀎ
ꀚ
︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
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︳︳
︳︳
︳︳
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︳︳
︳ ꀏ
ꀛ
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︳︳
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︳︳
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︳︳
︳︳
︳ p
e
(3․20)
+ 1
△ ꀎ
ꀚ
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︳
ꀏ
ꀛ
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︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
︳
- εθkγ( 1 -α) ετkγ (1 - α)
- εθλγ( 1 -α) ετλγ (1 - α)
- εθ (1 - α)[kγ( 1 -α)( 1 -εψ) +△] ετ( 1 -α)[ kγ( 1- α)( 1-εψ )+△]
θψ[ εkγ( 1- α) -△/ψ] -τψ[εkγ ( 1- α) -△/ψ]
ꀎ
ꀚ
︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
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︳︳
︳︳
︳ ꀏ
ꀛ
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︳︳
︳︳
︳︳
︳︳
︳ h
d
(2) 모형의 안정성과 특성
식 (3․19)에서 계수행렬 A의 행렬식| A|를 구하여 정리하고 (1 - ε φ)> 0, J = (1 - σ +n -γφ) >0
이라고 가정하면 행렬식 | A|는 다음과 같이 음(-)의 값을 갖는다.
| A | = - φδ( 1-εψ )
△2 [ kγ(εψ +α( 1-εψ) +λJ ] < 0 (3․21)
따라서 계수행렬A의 트레이스tr ( A )가 어떠한 부호를 갖든 부호가 상반된 두 개의
특성근을 갖기 때문에 앞의 물가변동률과 환율변동률에 대한 연립미분방정식은 안잠정적 안정성(saddlepoint stability)을 갖는다. 이를 그래프로 보기 위해 계수행렬 A11= -{ φλσ+ φγ[ εψ +α( 1 -εψ ) + ( 1-α)( 1-εψ )( kδ -J )}/△ < 0이라는 가정하에 위 상공간(p, e)에서 p = 0곡선은 우상향곡선인 데 반해 e = 0곡선은 우하향곡선이 된 다. 그리고 이들 곡선의 변화방향을 고려하면 다음과 같이 점 E에 수렴하는 안장점적 균형을 이룬다. 그림에서SP 곡선은 안장점적 경로(saddle path)를 나타낸다.
p = 0 e
SP E
e = 0 p <그림 1> 물가 및 환율의 위상도
다음으로는 Dixit(1980)이 제안하고 Buiter(1985)가 미분방정식들이 외부충격시 시간경 과에 따른 파급효과를 파악할 수 있는 궤적(trajectory)을 추적하는 방법을 고찰해 보기 로 한다.7) 연립미분방정식이 x = Ax의 형태를 취할 때n × n의 행렬A를 유사변환 (similarity transformation)으로 대각화시킬 수 있다고 가정하면 다음과 같이 행렬A에
7) A. Dixit(1980), pp. 3 ∼ 5, Buiter(1985), pp. 137 - 9 를 각각 참조할 것.
대해n × n 의 비특이행렬인 좌측 특성벡터(left-side eigenvector) ∨가 존재한다.
VAV-1= ∧ (3․22)
∧는 A의 특성근으로 구성되는 대각행렬이므로 A와 ∧를 이용하여 ∨와 그 역행 렬 ∨- 1을 구할 수 있다. 이제 선결변수(predetermined variable) x와 비선결변수인 전 방변수(forward-looking varieble) y에 대응하여 A , B , V, V-1과 ∧ 를 각각 다음과 같이 분할할 수 있다고 가정하자.
A =
[
AA2111 AA2212]
; B =[ ]
BB21 ; V =[
VV2111 VV2212]
; V-1=[
WW2111 WW2212]
; ∧=ꀎꀚ︳︳∧01 ∧02ꀏꀛ︳︳단 , ∧1< 0, ∧2> 0 이며 또한 D = V21B1+V22B2 라고 가정하자.
이 경우 선결변수 x( t )의 최초의 값 x ( t0)가 주어지면 x ( t )뿐만 아니라 전방변 수 y ( t )의 시간경로는 다음과 같이 도출된다.
x ( t ) = W11exp (λ1(t - t0))W11- 1 x (t0) + ⌠⌡
t t0
W11exp (λ1(t - t0))W11- 1B1z (s) d s
-⌠⌡
t t0
W11exp ( ∧1( t-s) ) W11-1A12V- 122 ⌠
⌡
∞
s exp (∧2( t- τ) ) D Etz ( τ ) dτd s
(3․23)
y ( t ) = -V22-1V21x ( t ) - V22-1⌠
⌡
∞
t exp ( ∧2( s -τ ) ) D Etz ( τ)dτ (3․24)
위의 식 (3․23) 및 식(3․24)의 exp 는 지수(exponent)를 나타내며 Et는 t기의 기 대 연산자를 의미한다. 이상의 공식들은 시간간격에 따라 외생변수들의 값들이 달리 주 어질 때 미분변수들에 미치는 파급경로를 파악하는 데 이용된다. 그러나 만약 경제가 최 초에 균형상태이고 z의 예상된 장래 기대치가 모두 일정 즉 Etz ( τ ) = z , ∀ τ ≥이고 z 에 대응하여 x와 y 가 균제상태의 값을 갖는 경우 식 (3․23)과 식 (3․24)의 우측 첫 번째 항만으로 쉽게 궤적을 도출할 수 있다.8)
끝으로, 불안정한 특성근 ρ 에 기초한 정규화된 특성벡터 vi는 Dixit이 고안한 방법 이 널리 이용되고 있는데 산출방식은 다음과 같다.
( v1 - 1 )ꀎ ꀚ
︳︳
︳︳
ꀏ ꀛ
︳︳
︳︳ ρ -A11 -A12
-A21 ρ-A22
= ( 0, 0 ) (3․25)
2. 자본이동 추정모형
이미 제1절 2항에서 자본이동의 결정이론들을 개괄적으로 고찰하고 가장 널리 이용되 는 이론적 모형으로는 자본수지가 양국간의 금리차이와 기대환율변동률 즉 환위험프리미 엄의 증가함수로 정의한 것이었음을 지적한 바 있다. 그러나 그와 같은 모형에 기초한 추정결과는 자본의 공급측만을 고려하고 있어 추정계수에 편의(bias)가 발생한다. 이에 Connock and Hillier(1990)는 자본의 공급과 수요를 동시에 고려하여 미국을 대상으로 실증분석을 행하였는데 이들의 방법을 원용하기로 한다. 자본수지의 방정식은 다음과 같 이 전형적인 형태로 환위험프리미엄( i - i*- x)의 증가함수로 정의된다.
8) Buiter(1984), p.671을 참조할 것.
KAs= β ( i - i*- x ) (3․26)
KAs는 자본수지의 공급이며 x는 기대환율평가하락률이며 i, i*는 각각 국내금리 와 외국금리를 나타낸다. 한편 자본수지에 대한 수요는 국내실질투자에 영향을 미치는 국내외 금리차이와 실질소득증가율( y ) 그리고 수출입에 영향을 미치는 실질환율
( r e )에 의해 다음과 같이 결정된다고 할 수 있다.
KAD = g ( i - i*, y , r e ) (3․27)
자본의 공급과 수요가 같을 때 균형자본수지가 결정되므로KA = KAS = KAD가 성 립된다. 추정방법으로는 2SLS(two-stage least squares) 방법을 사용하지만 예측을 위해 서는 동태합리적 기대모형 프로그램에 의한 방법이 원용될 것이다.
