適正通貨政策하의 通貨量과 産出量

適正通貨政策하의 通貨量과 産出量

徐 昇 煥

I. 서 론

통화량과 산출량 사이에서 일반적으로 관찰되는 상관관계의 특징은 상관계수 의 부호가 시차에 따라 비대칭적이라는 것이다. 즉, 과거의 통화량 증가율과 현 재의 산출량 증가율 사이에는 정의 상관관계가 존재하지만 현재의 통화량 증가 율과 과거의 산출량 증가율 사이에는 부의 상관관계가 존재한다.

여기에서의 문제는 이러한 비대칭성이 통화지표의 산출량에 대한 내생적 반응 에 의해 설명되지 못한다는데 있다. 예를 들어 실물경기변동(real business cycle)에 관한 연구들에 있어서는 통화량은 중립적이며 경제에 대해 수동적으로 반응하는 것으로 간주된다 [키들랜드와 프레스콧(Kydland and Prescott, 1982), 킹과 플로서(King and Plosser, 1984), 프리맨과 허프맨(Freeman and Huffman, 1991), 래커( Lacker, 1988)]. 그러나, 콜맨(Coleman,1996)에서 지 적된 것처럼 통화량이 내생화된 일반균형모형에서는 통화량 증가율과 산출량 증 가율 사이에 존재하는 상관계수 부호의 비대칭성은 설명되지 못한다. 즉, 이들 모형은 과거의 통화량 증가율과 현재의 산출량 증가율 사이의 정의 상관관계는 설명할 수 있지만 미래의 통화량 증가율과 현재의 산출량 증가율 사이의 부의 상관관계는 설명하지 못한다.

통화량 증가율이 선행지표인 점을 감안하면 과거의 통화량 증가율과 현재의 산출량 증가율 사이에 존재하는 정의 상관관계는 쉽게 이해할 수 있다. 그러나

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* 연세대학교 경제학과 교수, Email : [email protected]

현재의 통화량 증가율과 과거의 산출량 증가율 사이에 존재하는 부의 상관관계 를 이해하는 것은 쉽지 않다. 한 가지 가능한 추론은 중앙은행이 경기안정화를 염두에 두고 통화량 증가율을 조정하지 않는가 하는 것이다. 즉, 경기 과열을 인 식하면 긴축통화정책을 취하고 경기침체를 인식하면 팽창통화정책을 취하는 경 우 인식의 시차를 고려할 때 현재의 통화량 증가율과 과거의 산출량 증가율 사 이에 부의 상관관계가 존재할 가능성이 있다.

중앙은행이 경기안정화를 목표로 한다는 것은 곧 이를 위한 최적통화정책을 수행한다는 것을 의미한다. 이 경우의 목적함수로 경제성장률과 물가상승율의 목 표치와 실제치의 괴리를 생각한다면 최적통화정책은 이러한 괴리를 최소화하는 정책을 의미한다. 한편, 각 목표치의 설정이 내생적으로 이루어진다면 이는 곧 최적통화정책도 내생적으로 결정된다는 것을 의미한다.

이 논문의 목적은 최적통화정책을 고려하는 경우 통화량 증가율과 산출량 증 가율 사이에 존재하는 부의 상관관계가 설명될 수 있다는 것을 보이는데 있다.

II.에서는 우리나라의 경우 통화량 증가율에 연관된 자료의 속성을 살펴본다. III.

에서는 현재의 통화량 증가율과 과거의 산출량 사이에 부의 상관관계가 존재할 수 있는 이론적 근거를 밝히며, IV.에서는 이를 실증적으로 검정한다.

II. 통화량 증가율과 산출량 증가율

여기에서는 통화량 증가율의 특성과 통화량과 산출량 증가율 사이의 관계가 어떠한지를 살펴 보기로 한다. 이를 위해 1970년 1월 - 1997년 12월의 월별 자 료를 이용하였다. 통화량으로는 총통화를 이용하였으며 산출량 증가율을 나타내 는 대리변수로는 동행지수 순환변동치, CCIt,를 이용하였다.

통화량과 산출량 증가율 사이의 관계를 파악하기 위해서는 실질 통화량을 이 용하는 것이 더 바람직하다. 여기에서는 총통화를 소비자물가지수, Pt,로 나눈 것 을 실질통화량으로 고려하였으며 이의 12개월전 대비 성장률을 실질총통화 증가 율, Mt,로 생각하였다.

CCIt는 비교적 안정적인 순환주기를 갖고 순환하는 것으로 파악된다. (표 1) 에 나타난 바와 같이 우리나라의 경우는 현재 제7순환기에 있는 것으로 생각된 다. 각 순환기별로 저점과 저점 사이의 기간인 순환기는 차이가 나지만 평균 51

<표 1> 우리나라의 기준순환일과 국면 지속기간

기 준 순 환 일 지 속 기 간(개월)

저 점 정 점 저 점 확장기 수축기 순환기

제1순환기 제2순환기 제3순환기 제4순환기 제5순환기 제6순환기

72. 3 75. 6 80. 9 85. 9 89. 7 93. 1

74. 2 79. 2 84. 2 88. 1 92. 1 96. 3

75. 6 80. 9 85. 9 89. 7 93. 1

23 44 41 28 30 38

16 19 19 18 12 -

39 63 60 46 42 - 평 균 - - - 34 17 51 자료：통계청, 경기종합지수

개월인 것으로 나타난다.

CCIt가 순환을 하는 경우 CCIt와 Mt가 일정한 관계를 갖기 위해서는 Mt도 비슷한 순환의 양상을 보일 수밖에 없다. 우리나라의 경우 80년대 중반까지의 Mt와 그 이후의 Mt의 크기가 크게 차이가 나므로 Mt 자체를 그림으로 그리는 경우 최근의 순환을 파악하는데 어려움이 있다. 이에 따라 Mt를 표준화시켜 얻 은 결과인 NMt를 그린 결과는 <그림 1>에 나타나 있다.¹⁾

<그림 1>에 나타난 바와 같이 NMt가 순환함을 알 수 있다. 여기에서 표준화 가 제대로 되었는지를 검정하기 위해 NMt에 관한 단위근 검정을 수행하였다.

1) Mt는 다음과 같이 표준화되었다. 먼저 전체 기간을 대상으로 XMt를 다음과 같이 구하였다

； XMt = [Mt-(Mt의 평균)]/(Mt의 표준편차). XMt를 이용하여 각 구간이 두 개의 정 점과 저점을 포함하도록 4개의 소구간을 설정하였는데 각 구간별 Mt의 평균과 표준편차 는 다음과 같다. 각 구간별로 다른 평균과 표준편차를 적용하여 Mt를 다시 표준화하여 NMt를 얻었다.

평 균 표준편차

71. 1 - 78. 2 14.3 12.2

78. 3 - 85. 2 10.4 8.6

85. 3 - 90. 2 12.5 2.5

90. 3 - 97.12 11.0 2.1

필립스-페론(Phillips-Perron) 검정을 수행한 결과 검정통계량은 -4.23으로 얻 어졌다. 이 경우 1% 유의수준의 임계치는 -3.45이므로 NMt가 I(0)이라고 결론

<표 2> NMt와 CCIt

저점 정점 저점 정점 저점 정점 저점 정점 저점 정점 저점 정점 저점

CCIt 72.3 74.2 75.6 79.2 80.9 84.2 85.9 88.1 89.7 92.1 93.1 96.3 NMt 73.7 74.11 78.3 80.2 82.9 85.3 87.1 88.3 90.3 91.8 95.1 96.1 선행 7 7 11 7 17 6 12 16 22 17 14

<그림 1> 표준화된 실질 총통화 증가율의 순환

지을 수 있으며 이는 곧 NMt의 표준화가 적절하였음을 나타낸다.

<그림 1>에서 어두운 부분이 수축기를 나타내는 것으로 하여 정점과 저점을 구한 결과와 CCIt의 정점과 저점을 비교한 결과는 <표 2>에 나타나 있다. <표 2>에선 ‘선행’은 NMt의 정점 혹은 저점이 CCIt의 정점 혹은 저점을 몇 개월 선 행하는지를 나타낸다. 평균적으로 정점의 경우는 13.8개월 선행하고 저점의 경우 는 10.6개월 선행하는 것으로 나타나 정저점의 선행 평균은 12.4개월인 것으로

<그림 2> Mt와 CCIt+k 사이의 상관계수 (-24 ≤ k ≤ 24)

나타났다.

Mt가 CCIt에 선행한다는 것은 통화량이 일반경기의 선행지표라는 점에서 쉽 게 이해될 수 있다. 한편, 이를 상관계수로 살펴 보면 Corr(Mt, CCIt+k)가 k > 0 인 경우 0보다 크다는 것을 의미한다. 우리 나라의 경우에도 k < 0인 경우

Corr(M

<그림 2>에 의하면 k > 0이면 Corr(Mt, CCIt+k)의 부호가 양이며 k = 12 인 경우 상관계수의 절대값이 최대가 됨을 발견할 수 있다. 이러한 사실은 앞에 서 발견된 바 Mt의 정저점이 CCIt의 정저점을 평균 12개월정도 선행한다는 사 실과 일치한다. 한편, k < 0이면 Corr(Mt, CCIt+k)의 부호가 음이며 k = -12인 경우 상관계수의 절대값이 최대가 된다. 즉, 우리 나라의 경우에도 통화량과 산 출량 사이의 상관관계가 시차에 따라 비대칭적임이 확인된다.

III. 최적통화정책에 관한 이론적 모형

여기에서는 통화량과 산출량 사이에 존재하는 비대칭적인 상관관계가 최적통 화정책을 집행한 결과라는 점을 보이기 위한 이론적인 모형을 구축한다. 지금 Yt

와 Πt를 각기 t기의 실질 GNP 성장률과 인플레이션율이라 하고 Yt*

와 Πt*

를 정 책목표치라 하자. 한편, Xt와 Xt*

는 각기 Xt' =[Yt, Πt] 및 Xt*

' = [Yt*

, Πt*

]로 정 의된다.

정부가 Yt*

를 결정하는데 있어서의 주요 관심사는 추세 혹은 잠재 GNP 성장 률을 달성하는 것이 될 수 있다. 이 경우 잠재 GNP 성장률로 부터의 괴리가 일 정 기간이상 지속된다면 정부는 과거 수 기간 동안의 실제 GNP 성장률에 이상 이 없는지의 여부에 관심을 갖게되며, 이에 따라 실질 GNP 성장률에 영향을 주 는 주요 경제변수들의 움직임에 주목하게 된다. 마찬가지 이유로 Πt*

를 결정하는 데 있어서도 과거의 실제 인플레이션율과 이에 영향을 미치는 주요 경제변수들 의 움직임을 참고로 한다. 이런 점에 기초하여 Xt*

는 다음을 만족하는 것으로 가 정된다.

Xt*

= b + AXt-1 + BXt-2 + ∑ GiPit + vt (1)

단순화를 위해 2개의 시차만이 고려되었다. 여기에서 Pit는 Xt*

에 영향을 주는 i번째 경제변수이며, Pit, b 그리고 vt는 모두 2×1 벡터이다. 한편 vt는 i.i.d. (0, σ²V)인 것으로 가정되는데 여기에서 V는 2×2 대각행렬로 대각항의 크기는 상 이한 것으로 가정된다. Xt는 단순히 다음을 만족하는 것으로 가정된다.

Xt = a + CXt-1 + dMt-1 + ∑ HiQit + ut (2)

여기에서 Mt-1이 포함된 것은 Mt가 선행지수라는 사실을 나타낸다. 한편, Qit

는 Xt에 영향을 주는 i번째 경제변수이며 Qit, a, d 및 ut는 2×1 벡터이고 C와 Hi는 2×2 행렬이다. ut는 i.i.d. (0, σ²U)인 것으로 가정되는데 여기에서 U는 2×2 대각행렬이며 대각항은 상이한 것으로 가정된다.

중앙은행은 t기에서 Mt와 Mt+1을 결정하는데 이들은 Xt+1과 Xt+2에 영향을 준다. 중앙은행의 목적함수가 Xt와 Xt*

사이의 괴리를 극소화하는 것이라고 가 정하면 중앙은행의 목적함수는 다음과 같이 나타난다.²⁾

2) 중앙은행이 3기간 이상에 걸친 의사결정을 하는 경우에도 여기에서와 유사한 결론을 얻을 수 있다. 또한 t기에서 중앙은행이 Mt와 Mt+1을 결정하는 것은 Mt=1o

가 Mto

에 영향을 주는 상황에서 장기적인 경제안정화를 목표로 하는 중앙은행의 의사결정의 과정에서 볼 때 이상

한 일은 아니다. 또한 t+1기에서 Mt+1 및 Mt+2를 결정하는 경우 t기와 t+1기의 정보집합이 다르기 때문에 t기에서 결정한 Mt+1을 t+1기에서 수정하는 것 또한 당연한 일이다.

(Xt+1-Xt+1*

)'W(Xt+1-Xt+1*

) + δ(Xt+2-Xt+2*

)'W(Xt+2-Xt+2*

) (3)

여기에서 δ는 할인률이며(0 < δ < 1) 가중치를 나타내는 W는 2×2 대각행 렬인데 대각항의 값은 각기 ωy와 ωπ로 주어졌다. 지금, 중앙은행의 문제는 식 (1) 및 (2)의 제약하에서 식 (3)을 극소화하는 것이 된다. Mt+1은 t+2기의 기대손실 인 Lt+2를 극소화하도록 결정되는데 Lt+2는 다음과 같이 나타난다.

Lt+2 = δEt+1[(Xt+2-Xt+2*

)'W(Xt+2-Xt+2*

)] (4)

여기에서 Et+1 = E(.∣It+1)이며 It+1은 t+1기의 정보집합이다. It+1은 ut, vt, Pit

그리고 Qit에 관한 정보를 포함하고 있다. 최적 Mt+1인 Mt+1o

는 ∂Lt+2/∂Mt+1 = 0 을 만족하도록 결정된다.

Mt+1o

= K1 + K2Xt+1 + K3Xt+2*

+ Θ (5)

여기에서 K1 = -a'Wd/d'Wd (1×1), K2 = -d'WC/d'Wd (1×2) 그리고 K3 = d'W/d'Wd (1×2)로 얻어진다. 한편, Θ는 Qit+2에 관한 항들로 이루어진 다.³⁾ 최소기대손실, min Lt+2, 은 식 (5)를 식 (4)에 대입하여 얻어진다.

min Lt+2 = δ[d'ψ1dMt + 2a'ψ1dMt + 2Xt'Cψ1dMt

+ d'ψ2Mt + d'ψ3XtMt + Ξ] (6)

여기에서, ψ1 = C'ZC + A'ZA - 2C'ZA (2×2), ψ2 = 2(C'Za -C'Zb - A'ZA + A'Zb) (2×1), ψ3 = 2(A'ZB - C'ZB) (2×2) 및 Z = W - Wdd'W/d'Wd (2×2)를 각기 만족한다. 또한 Ξ는 Mt+1 이외의 항들로 이루어 져 있다.⁴⁾ 최적 Mt인 Mto

는 다음과 같이 나타나는 t+1기의 기대손실인 Lt+1을 극소화 시키도록 결정된다.

3) 차후에 관찰될 것이지만 K1은 Corr(Mt+10

,Xt-1)의 부호결정에 영향을 미치지 못 하는데 이 는 곧 Θ가 Corr(Mt+10

,Xt-1)의 부호결정에 영향을 주지 못한다는 것을 의미한다. 따라서 Xt+2*

가 Mt+1의 영향을 받지 않으므로, 이 단계에서 Xt+2*

는 상수인 것으로 간주된다.

4) Mto

를 도출하는데 있어서는 Mt를 포함하는 항들만이 필요하다. 왜냐하면 그 이외의 항들 은 미분을 하는 경우 0이 되기 때문이다.

Lt+1 = Et[(Xt+1-Xt+1*

)'W(Xt+1-Xt+1*

) + min Lt+2] (7)

Mto

는 ∂Lt+1/∂Mt = 0을 만족시키도록 다음과 같이 결정된다.

Mt0

= J0 + J1Xt + J2Xt+1*

+ Φ (8)

여기에서 Φ는 현재의 최적 실질 M2 증가율과 과거의 실질 GNP 성장률 사이 의 상관계수의 부호를 결정하는데 영향을 미치지 못하는 요인들인 Qit+1로 이루 어져 있다. 한편, J0 = -(d'Wd+δa'ψ1d+0.5δd'ψ2)/(d'Wd+δd'ψ1d) (1×1), J1 = -(d'WC+δd'ψ1C+0.5δd'ψ3)/(d'Wd+δd'ψ1d) (1×2), J2 = d'W/(d'Wd+δd'ψ1d) (1×2)로 각기 얻어진다. 마지막으로 (1), (2) 및 (8)을 식 (5)에 대입한 후 정리 하여 Mt+1o

를 다음과 같이 얻을 수 있다.

Mt+1o

= F0 + F1Xt + F2Xt-1 (9)

여기에서 F0는 Xt 혹은 Xt-1 이외의 변수들로 이루어진 항이며, F1 = (K2C+

K3AC+ K3B+K2DJ1+K3ADJ1+K2DJ2A+K3AdJ2A)으로 얻어진다. 한편 F2는 다 음과 같이 도출된다.

d'W(A-C)d

F2 = ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ d'WB ≡ αd'WB (10) d'Wd(d'Wd+δd'ψ1d)

우리의 관심사항은 현재의 M2 증가율과 과거의 실질 GNP 증가율 사이의 상 관관계가 음일 수 있는가에 있다. 중앙은행이 항상 최적통화정책을 수행하는 것 으로 가정하면 Mt+1o

= Mt+1이 되므로 식 (9)는 다음과 같이 나타난다.

Mt+1 = F0 + F1Xt + F2Xt-1 (11)

Xt는 Yt를 포함하고 Xt-1은 Yt-1을 포함하지만 현재의 M2 증가율과 과거의 실질 GNP 증가율 사이에 음의 상관관계가 존재하는지의 여부를 Corr (Mt+1,Yt-1)이 음인지의 여부로 알아보기로 한다.⁵⁾ 따라서 논의의 초점을 F2에

5) Yt 가 아니라 Yt-1을 고려하는 것은 앞에서 살펴본 바 상관계수가 일정시차까지는 증가한

맞추어지는데 F2의 부호의 결정은 실증분석에 의할 수밖에 없다.

IV. 최적통화정책에 관한 실증분석

먼저 식 (1)을 1967∼1997년의 연간자료를 이용하여 추정하기로 한다. Yt*

와 Πt*

의 값은 경제운용계획상에 나타난 수치를 이용하였으며 Πt*

는 소비자물가지수 상승률을 이용하였다. 한편, Pit에 해당하는 변수로서 당해 연도의 경상수지 목표 치, NXt*

,를 이용하였는데 NXt*

의 측정단위는 억불이다. 이상에 기초한 추정결 과는 다음과 같다.

Yt*

= 4.4193 + 0.2052 Yt-1 + 0.0780 Yt-2 + 0.0692 Πt-2 + 0.0073 NXt*

+ (5.29) (4.20) (2.07) (2.44) (1.93)

1.8470 D7778 - 3.9250 D80

(3.43) (9.43) ξ: 0.9193 DW: 1.86 adj-R²: 0.8928 (6.51)

Πt*

= -1.0113 + 0.4219 Πt-1 + 0.4433 Πt-2 - 6.6580 D76 + 8.7919 D80 (1.58) (3.80) (5.22) (3.49) (3.59)

DW: 1.95 adj-R²: 0.9441

여기에서 괄호안의 값은 t-통계량이며 ξ는 1차 이동평균과정의 계수이다. 한 편, DW는 더빈-왓슨(Durbin-Watson) d-통계량이며 adj-R²는 자유도에 의해 수정된 결정계수이다. 처음이 ‘D’로 시작되는 변수는 더미변수인데 예를 들어 D7778은 77∼78년은 1로 하고 나머지 기간은 0으로 하는 더미변수이다.

더미변수의 도입은 기본적으로 추정과정에서의 극단치를 제거하기 위한 목적 으로 도입된 것인다. 그러나, 예를 들어 D80의 경우는 당시의 정치사회적 불안 과 2차 석유파동의 영향을 나타내는 것등으로 설명이 가능하다. 여타의 더미변

다는 사실과 연관지어 해석될 수 있다.

수에 관한 근거는 당시의 경제일지등을 참고로 할 수 있다. 한편, 목표 인플레이 션율에 관한 회귀분석에 있어서는 과거의 실질 GNP 성장률이 설명력이 없어 부득이 제외하였다. 위의 회귀분석의 결과는 A 및 B가 다음과 같이 결정됨을 나타낸다.

A =

[

]

^[

^]

0 0.4218 B =

[

]

^[

^]

식 (2)의 C와 d의 값을 추정하기 위해서는 1979년 1/4분기∼1997년 4/4분 기의 분기별 자료를 이용하였으며, 성장률은 4분기전 대비의 값으로 구하였다.⁶⁾ 식 (2)를 추정한 결과는 다음과 같다.

Yt = 1.6949 - 0.0346 Gt + 0.0409 FDt + ∑ αi PMt-i + ∑ βi Mt-i + (1.52) (1.45) (1.39)

0.6344 Yt-1 + 5.4973 D881 - 6.5954 D891 - 2.4233 D92

(6.74) (3.21) (3.84) (2.66)

DW: 1.65 adj-R²: 0.6668

6) Yt*

와 Πt*

를 추정하는 경우에 있어서는 연간자료만이 이용가능 하므로 부득이 연간자료를 사용하였다. 그러나 Yt와 Πt를 추정하는 경우에 있어서는 표본크기를 증가시키기 위해 분 기별 자료를 이용하였다. 여기에서 고려되는 변수들이 모두 연간변화율에 해당하는 변수 들이므로 분기별 자료와 연간자료의 차이가 이 논문의 결론에 영향을 주지 않을 것으로 예상된다. 이와 함께 회귀방정식에서 시차를 얼마로 할 것인가도 이 논문의 결론에는 영 향을 주지 못하는 것으로 나타났다. 실제로 1970년 - 1997년의 연간자료를 이용하여 Yt

와 Πt를 추정한 결과는 다음과 같다.

Yt = -0.1651 Gt-1 + 0.1147 FDt - 0.2638 PMt + 0.2840 Mt + 0.3092 Yt-1 + 0.1220 Yt-2 (1.53) (2.47) (6.75) (5.81) (1.84) (0.97) -6.9631 D78 - 5.9417 D89 - 6.2422 D92

(2.99) (2.67) (2.78) DW:1.42 adj-R²:0.6581 Πt = 0.1603 Mt-1 + 0.1375 PFt + 0.7572 Πt-1 -0.4279 Πt-2 + 18.3018 D74 + 15.6638 D80 (2.80) (2.33) (8.11) (4.60) (6.34) (5.93) DW:1.66 adj-R²:0.9012

여기에서 논문의 결론에 영향을 주는 것은 Yt-1 및 Πt-1의 계수의 크기임에 유의할 필요가 있다.

α0 = -0.0666 α1 = -0.0444 α2 = -0.0222 ∑ αi = -0.1332 (2.54) β1 = 0.0437 β2 = 0.0291 β3 = 0.0146 ∑ βi = 0.0874 (1.57)

Πt = 0.0590 Mt-1 + 0.0455 PFt + 0.7048 Πt-1 - 1.7290 D8641

(2.65) (4.04) (10.1) (2.11)

ξ: 0.7846 DW: 2.49 adj-R²: 0.8673 (11.7)

여기에서 Gt는 중앙정부의 (세입/세출)의 변화율이고 FDt는 선진국 교역량지 수의 변화율이다. 한편, PMt는 수출물가지수의 변화율이며 PFt는 농림어업 환 가지수의 변화율이다. 이 논문에서 사용된 모든 자료는 경제통계연보 등 공식통 계자료로 획득 가능한 자료임에 유의할 수 있다.

처음이 ‘D’로 시작하는 변수는 더미변수인데 D8641은 1986년 4/4분기∼1987 년 1/4분기의 값은 1로 하고 나머지 기간은 0으로 하는 더미변수이며 D92는 1992년 1/4분기∼1992년 4/4분기는 1로 하고 나머지 기간은 0으로 하는 더미 변수이다. 한편, D881 (D891) 1988년 1/4분기(1989년 1/4분기)는 1로 하고 나머지 기간은 0으로 하는 더미변수이다. 위의 추정 결과로부터 C와 d는 다음 과 같이 얻어진다.⁷⁾

c =

[

]

^[

^]

0 0.7048 d =

[ ]

^[

^]

이제 이상의 회귀분석의 결과가 식 (10)의 F2의 부호를 어떻게 결정하는지를 F2의 항목별로 살펴보기로 한다. 먼저, d'Wd = d12

ωy+d22

ωπ > 0 이 항상 성립 한다. 다음으로 ψ1을 결정하는 항목인 Z = W - Wdd'W/d'Wd (2×2)의 부호 에 대해 살펴보기로 한다. η ≡ ωyωπ/(d12

ωy+d22

ωπ)로 두는 경우 Z는 다음과 같이

7) 분기별 자료를 이용한 추정에 있어서도 Yt와 Πt의 시차변수를 몇 개 고려할 것인가는 이 논문의 결론에 영향을 주지 못하는 것으로 나타났다. Yt-2와 Πt-2를 추가로 고려하는 경우 아카이케(Akaike) 정보기준치는 하락하며 Yt-1, Yt-2, 및 Πt-1 및 Πt-2의 계수는 각기 0.5133, 0.2328, 1.4500 및 -0.5856으로 나타나 이 논문의 결론에는 변함이 없다.

나타난다.

Z = η

[

]

A 및 C가 앞에서와 같은 형태를 가지며 앞의 III.에서 도출된 바와 같이 ψ1 = C'ZC + A'ZA - 2C'ZA 인 경우 δd'ψ1d은 다음과 같이 정리된다.

δd'ψ1d = δηd12

d22

[(a11-c11) + (c22-a22)]² (13)

식 (12)로부터 δd'ψ1d > 0가 성립함을 알 수 있다. 따라서 식 (10)에서의 α의 부호는 d'W(A-C)d의 부호에 의존하는데 이는 다음과 같이 정리된다.

d'W(A-C)d = d12

ωy(a11-c11) + d22

ωπ(a22-c22) (14)

앞의 회귀분석의 결과에 의하며 c11 = 0.6344 > 0.2052 = a11 이며 c22 = 0.7048 > 0.4218 = a22 가 성립한다. 즉, 우리 나라의 경우 α < 0이 성립한 다.⁸⁾ B가 여기에서의 회귀분석의 결과와 같이 주어진 경우 식 (10)에서의 d'WB = [ωyd1b11, ωyd1b12+ωπd2b22]로 얻어진다. 이상에 의해 시차를 조정하여 앞의 식 (11)을 다시 쓰면 다음과 같다.

Mt = F0 + F1[Yt-1, Πt-1] + αωyd1b11 Yt-2 + α(ωyd1b12+ωπd2b22) Πt-2 (15)

식 (15)에서 αωyd1b11 < 0이 성립하므로 Corr(Mt,Yt-2) < 0가 성립함을 알 수 있다. 이로서 F1의 부호와는 상관없이 현재의 통화량 증가율과 과거의 산출 량 증가율 사이에 음의 상관관계가 있다는 점이 실증적으로 입증된 셈이다. 한 편, 식 (15)의 의미를 알아보기 이를 추정한 결과는 다음과 같다.

Mt = 4.7386 - 0.2047 Yt-2 + 0.7698 Πt-1 - 0.6952 Πt-2 + 0.7787 Mt-1 + (3.17) (2.01) (2.34) (2.09) (8.46)

8) A와 C의 추정치의 계수가 통게적으로 유의하므로 추정치를 직접 대입하여 부호를 결정하 는 것으로 충분하며 다른 통계적 검정은 큰 의미가 없는 것으로 판단된다.

0.0461 FDt-2 + 8.2948 D8213 (1.41) (3.76)

ξ: -0.3753 DW: 1.92 adj-R²: 0.6514 (2.28)

이 추정결과에서도 식 (15)에서 나타난 바와 같이 Corr(Mt,Yt-2) < 0가 성 립한다.⁹⁾ 만일 중앙은행이 이 논문에서 고려된 바와 같은 적정통화정책을 사용 하는 것으로 가정하면 위의 회귀식을 동태적으로 풀은 결과가 적정통화량 증가 율을 나타내는 것이 된다. 실제통화량 증가율과 적정통화량 증가율의 차이, DIFt,를 그림으로 나타낸 것이 <그림 3>이다.

<그림 3> 실제 및 적정 총통화 증가율의 차이

<그림 3>에 나타난 바 DIFt는 일정한 패턴을 나타낸다. 즉 86년까지는 실제 통화량 증가율이 적정통화량 증가율보다 낮았던 경향이 있었으며 그 이후 92년 까지는 반대의 현상이 나타난다. 93년 이후에는 다시 실제통화량 증가율이 적정 통화량 증가율보다 낮은 경향을 보이고 있다. 이러한 차이는 각 구간별 인플레이 션율의 차이를 초래한다. 1982년∼1986년, 1987년∼1992년 그리고 1993년∼

9) Yt-1은 유의성이 없을 뿐만 아니라 다른 추정치들을 왜곡시키는 것으로 나타나 부득이 제 외하였다.

1997년의 인플레이션율의 평균은 각기 3.6%, 6.7% 및 4.9%로 나타나고 있다.

실제로 Corr(DIFt, Πt+i)를 구해보면 i ≥ 0인 경우 그 값은 양이며 i가 2 이상 10 이하인 경우 상관계수의 값은 0.45 내외에서 거의 일정하다.

위의 추정결과와 식 (15)를 이용하면 중앙은행의 목적함수의 가중치인 ωy와 ωπ 사이의 관계를 구할 수 있다. 위의 회귀방정식에서의 Yt-2의 계수와 Πt-2의 계수의 비율은 식 (15)에서의 Yt-2의 계수와 Πt-2의 계수의 비율과 같아야 하는 데 여기에서 d1, d2, b11, b12 및 b13의 값은 이미 추정된 바 있다. 이를 이용하 여 1982년∼1997년 기간중의 ωπ/ωy의 비율을 구하면 0.65가 된다. 즉, 이 기간 중에는 평균적으로 경제성장률의 가중치가 통화량 증가율의 가중치의 1.5배였다 고 이야기 할 수 있다.¹⁰⁾

V. 요약 및 결론

이 논문에서는 현재의 통화량 증가율과 과거의 경제성장률 사이에 음의 상관 관계가 존재할 수 있는 이유를 최적통화정책의 관점에서 논의하였다. 중앙은행이 경제성장률과 물가상승률의 목표치와 실제치 사이의 괴리를 극소화 하는 것을 목표로 삼는 경우 현재의 통화량 증가율과 과거의 경제성장률 사이의 상관관계 의 부호는 파라메타 값에 의존하므로 이를 이론적으로 정할 수는 없다.

따라서 상관계수의 부호를 정하기 위해서는 실증분석이 요구되는데, 우리나라 를 대상으로 한 실증분석의 결과에 의하면 상관계수의 부호가 음인 것으로 나타 났다. 상관계수가 음이 되기 위한 충분조건은 실제치의 회귀방정식에서의 시차변 수의 계수의 크기가 목표치의 회귀방정식에서의 시차변수의 계수의 크기보다 커 야 한다는 것이다.

한편, 분석과정에서 중앙은행의 경제성장률과 물가상승율에 관한 가중치의 상 대적 크기를 파악할 수 있었다. 우리나라의 경우 1967년∼1997년 기간중에는 경 재성장률의 가중치가 물가상승율 가중치의 약 1.5배인 것으로 파악되었다.

10) B를 추정하기 위해 1967년∼1997년의 자료를 이용하였으므로 여기에서 구한 가중치 관 계는 이 기간중의 평균으로 이해하는 것이 타당할 것으로 생각된다. 가중치의 상대적 크 기는 물론 기간에 따라 달랐을 것이다. 여기에서 구한 가중치 관계는 동 기간의 평균치만 을 나타낸다는 점에 유의할 필요가 있다.

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Money and Output under the Optimal Monetary Policy

Seoung Hwan Suh*

Abstract

One of the major puzzles bothering monetary economists is that the observed correlation between money and output cannot be fully explained by the endogenous reaction of money aggregates to output.

The negative causation between current money and past output is explained under the assumption of optimal monetary policy. The condition for the negative causation is found that coeffcicients of lagged variables of money and output in regression equations of actual variables are greater than those of targetted variables. It is also found that, in the loss function of the central bank, the weight of growth rate is about 1.5 times bigger that that of inflation rate during 1967-1997 period on average.

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* Professor, Department of Economics, Yonsei University