원/달러 변동성 증대의 결정요인 분석

* 연세대학교 상경대학 경제학부 교수, E-mail: tsung@yonsei.ac.kr

성태윤*

2011. 4.

목 차

<요 약> ················································································································1

Ⅰ. 서론 ··············································································································2

Ⅱ. 기존문헌연구 ······························································································6

Ⅲ. 실증분석모델 ····························································································10

Ⅳ. 실증분석 ····································································································13

1. 자료 ············································································································13

2. 실증분석결과 ····························································································20

Ⅴ. 결론 ············································································································36

참고문헌 ············································································································37

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<요 약>

우리나라의 1980～2009년 기간동안 기업과 금융기관의 자료를 이용하여

원/달러 환율의 변동성을 결정하는 주요 요인을 실증적으로 분석하였다.

실증분석의 결과는 단기외화차입/자기자본, 단기외화차입/외환보유액 변수

가 환율변동성에 미치는 영향이 유의한 양(+)의 방향임을 확인하였다. 장

단기 금리차가 환율변동성에 미치는 영향은 분기별 자료(1994년 이후)를

사용하였을 때는 양(+)의 방향으로 나타났고, 연도별 자료를 사용했을 때

는 1997년 이전에는 음(-)의 방향, 1997년 이후에는 양(+)의 방향으로 나

타났다. 이는 1990년대 후반 이후에는 단기금리 변동으로 인한 외화 유출

입이 환율변동성에 미치는 영향이 우세함을 나타내는 것으로 보인다.

GDP증가율은 환율변동성에 음(-)의 영향을 미치고 있었고, 무역변수는

환율변동성에 음(-)의 영향을 미치고 있었다. 근원 인플레이션율을 사용

한 물가의 경우는 환율변동성에 미치는 영향이 유의하지 않았고, 다만 수

입물가지수를 차분하여 사용한 경우는 그 영향이 양(+)의 방향으로 나타

났다. 주가지수 변수가 환율변동성에 미치는 영향은 유의하지 않았다. 금

융기관의 단기외화차입이 환율변동성에 미치는 영향은 기업의 단기외화차

입의 결과와 유사하였다. 이는 금융위기 이후 부각되고 있는 자본유출입

변동 완화 방안과 거시건전성 부담금 제도 논의와 같은 선상에 있는 연구

결과로 파악할 수 있다. 단기외화차입의 효과를 통제한 조건 하에서는 외

국인 순매수가 환율변동성에 미치는 영향이 유의하지 않았지만, 주식시장

의 내재변동성이 환율변동성에 미치는 영향은 양(+)의 방향으로 유의하게

나타났다. 또한 한국의 장단기금리차이와 미국의 장단기금리차이 간에 존

재하는 차이변수도 환율변동성에 미치는 영향은 양(+)의 방향으로 유의하

였다.

핵심 주제어 : 환율변동성, 단기외화차입, 장단기금리차, 외환보유액,

자기자본

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Ⅰ. 서론

우리나라 환율제도는 1980년 1월 복수통화바스켓을 채택한 이후, 금융

개방에 적극적으로 대응하기 위해 1990년 3월 시장평균환율제도를 도입하

였고, 1997년 12월 이후에는 자유변동환율제도로 이행하였다. 소규모개방

경제인 우리나라의 환율은 국제시장의 변동에 민감하게 반응한다고 볼 수

있다. 환율 변동은 기업의 수출, 무역수지, 경제성장률 등의 실물변수에

직접적인 영향을 미치고 경제의 안정성을 결정하는 데 중요한 역할을 하

기 때문에, 환율변동성을 결정하는 변수들에 대한 연구가 중요하다. 이와

관련하여 본 연구는 특히, 대미환율을 중심으로 환율의 변동성에 미치는

영향을 중심으로 분석하고 정책적 의미를 찾고자 한다.

특히, 환율변동성과 관련한 연구는 환율상승 혹은 환율하락을 가져오는

정보의 유입과 연관하여 진행되어 왔다. 시장에 퍼지는 뉴스, 공적정보

(public information)와 사적정보(private information)가 환율변동성의 시

계열 패턴에 영향을 준다는 이론을 중심으로 한 것이다. 그러나 이러한

연구들은 뉴스가 내포하고 있는 사적정보를 식별하기 어렵다는 문제에 직

면하게 된다.

따라서 정보유입에 따른 환율변동성에 주목하기보다, 본 연구에서는 환

율변동성을 결정요인을 확인하기 위하여 구체적인 변수 특히 외화차입에

주목하고자 한다. 환율변동성에 영향을 미치는 변수로써 외화차입을 연구

한 논문은 Devereux와 Lane(2003), Korinek(2010)이 있다. 이 외에도 환

율변동성을 종속변수로 하고 유의한 설명변수를 찾는 실증분석을 수행한

논문은 Devereux와 Lane(2003), Cady와 Gonzalez-Garcia(2007)의 연구가

있다.

환율변동성을 결정하는 설명변수들 중 이번 연구에서 주목하는 변수는

단기외화차입이다. 1997년 외환위기, 2008년 금융위기는 급격한 환율변동

을 야기하였다. 우리 경제에 위기가 닥쳤을 때, 단기외화차입이 어떻게 환

율변동을 일으켰는지를 중심으로 분석하고자 한다. 이는 최근의 금융기관

에 대한 거시건전성부담금 부과와 같은 정책적 이슈와도 밀접한 관련이

있는 사항이다.

먼저 급격한 환율변동성이 문제가 되었던 실례로는 1997년 외환위기를

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들 수 있다. 당시 우리나라 외환위기의 원인으로 금융기관과 재벌기업들

의 도덕적 해이로부터 야기된 금융부실과 산업부실을 든다. 외환위기 이

전 우리나라 금융기관과 재벌기업은 정부의 암묵적인 지급보증 하에 부실

대출규모를 키워왔기 때문이다. 재벌기업들의 과다한 차입은 재무구조의

악화를 가져왔고, 자본-부채 비율이 400%를 초과하였다. 이러한 차입경제

분위기에서 자본자유화는 금리가 상대적으로 낮은 해외로부터 자금조달이

용이하게 만들었다. 이로 인해, 총 외화차입은 빠른 속도로 증가하기 시작

하였다. 총 대외채무는 1994년 4분기에 898억 달러, 외환위기가 시작된 1997

년 3분기에는 1,774억 달러, 금융위기를 겪은 2008년 3/4분기에는 4,261억

달러를 기록했었다.

외화차입은 만기 1년을 기준으로 단기외화차입과 장기외화차입으로 나

누어지는데, 총 외화차입의 상승을 주도한 것은 단기외화차입이다. 정부가

단기외화차입에 관하여서는 무역금융과 연관 지어 규제를 하지 않았기 때

문에, 신고의무를 포함하는 장기외화차입에 비해 단기외화차입의 유인이

높았다. 그렇기에 금융기관과 기업들은 외화자금을 단기로 차입하여 장기

로 운영하는 만기구조 불일치를 발생시켰다. 이에 더불어 적정외환보유액

확보에 실패한 것도 외환위기를 촉발시킨 원인이다. 기록상의 외환보유액

크기도 적었을 뿐 아니라, 유동성이 확보된 외환보유액은 더 적었고, 부풀

려진 외화차입을 감당하기에 턱없이 부족했던 것으로 판단된다.

2006년 이후 조선, 중공업체, 해외주식펀드 등 환위험에 노출된 경제주

체들이 환위험을 헤지하기 위하여 선물환을 다량으로 매도하였고, 이를

매입한 국내은행 혹은 외은지점의 단기외화차입이 증대하였다. 이렇게 유

입된 단기외화자금은 2008년 글로벌 금융위기가 발발한 직후 국제금융시

장에 외화유동성이 부족하게 되자, 단기외화차입 상환을 요구받게 되었고,

급격하게 유출된 외화로 인해 환율변동성이 증대되었다. 2008년 글로벌

금융위기 상황에서 우리나라가 겪었던 급격한 환율변동 역시 단기외화차

입이 중요한 역할을 한 것으로 파악할 수 있다.

정리하면, 과도한 단기외화차입의 유입에 의한 금융과 산업 부문의 단

기채무증가는 언제든지 외환위기를 촉발할 수 있으며, 이러한 상황에서

환율변동성을 증가시켰을 것으로 생각된다. 최근의 정부의 정책기조 역시

이러한 문제 인식과 일관되어 있다.

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2010년 6월 정부가 발표한 자본유출입 변동 완화 방안 정책에서는 우

리나라가 경험한 금융위기의 원인이 높은 자본유출입의 변동성에 있음을

착안하여 다음과 같은 대책을 수립하였다. 첫째로, 자본유출입 관리를 강

화한다. 세부적으로는 은행의 과도한 단기 차입을 줄이고, 불요불급한 외

화수요를 억제하며, 은행의 외환부문 건전성 관리를 강화한다. 둘째로, 자

본유출입 대응능력을 확충한다. 자본유출입에 대한 모니터링 시스템을 개

선하고, 글로벌 금융안전망을 구축하며, 외환보유액을 안정적인 수준으로

관리함으로써 대응능력을 높이고자 하는 대책도 포함된 것으로 나타난

다.1)

2010년 12월에는 거시건전성 부담금 도입 방안 을 발표하였는데, 이것

은 급격한 자본유출입으로 인한 경제 위험요인을 축소하기 위한 상시적,

선제적인 거시건전성 확보장치라고 도입배경을 밝히고 있다. 거시건전성

부담금은 금융기관의 비예금 외화부채(전체외화부채-외화예수금)에 대하

여 부담금을 부과하는 제도이다. 이렇게 징수된 재원은 위기시 외화유동

성 공급재원으로 활용함으로써 거시건전성을 제고할 수 있다.2)

결국 정부와 금융당국도 자본 유출입으로 인한 거시경제 불안정에 문제

의식을 갖고 있음을 확인할 수 있다. 자본유출입 관리강화와 자본유출입

대응능력 확충은 모두 외화 유동성을 확보하여 외환시장의 불안정성을 줄

인다는 의미에서 동일선상에 있는 내용이라고 할 수 있다. 자본유출입 변

동을 완화하고 외화 유동성을 확보함으로써, 자본자유화 하에서 우리나라

거시경제 건전성을 제고할 수 있을 것이다.

따라서 본 보고서에서는 이러한 정책적 조처들의 배경이 된 단기외화차

입에 대한 문제인식에 기초해, 단기외화차입이 유동성경로를 통해 환율변

동성에 영향을 미친다는 가설을 보다 엄밀하게 실증적으로 검증해보고자

한다. 이를 위해 단기외화차입과 외환유동성으로서의 외환보유액과의 상

대적 비율이 환율변동성에 미치는 영향에 대해 분석한다.

본 보고서의 실증분석 결과는 단기외화차입이 환율변동성에 미치는 영

향이 유의하다는 가설을 지지한다. 환율변동성에 대한 단기외화차입 효과

는 양(+)의 방향으로 단기외화차입이 증가하면 환율변동성이 증가함을 확

인할 수 있었다. 이는 자본유출입으로 인한 외화유동성 악화가 특히 위기

1) 자세한 내용은 기획재정부․금융위원회․한국은행․금융감독원(2010a)을 참조할 수 있다.

2) 자세한 내용은 기획재정부․금융위원회․한국은행․금융감독원(2010b)를 참조할 수 있다.

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상황에서 환율변동성을 증대시키는 요인으로 작용할 수 있음을 확인하는

결과이다.

보고서의 남은 부분은 다음과 같이 구성되었다. II장에서는 환율변동성

을 설명하기 위한 기존연구를 살펴보고, III장에서는 분석에 사용할 모델

을 살펴보며, IV장에서는 실증분석 방법과 결과를 보고하고, V장에서 결

론을 맺는다.

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Ⅱ. 기존문헌연구

환율변동성에 영향을 미치는 변수로써 외화차입을 연구한 논문은 다음

과 같다. Devereux 및 Lane(2003)은 양국 모델을 사용하여 환율변동성을

분석하였다. 이와 같이 양국(bilateral) 모형을 이용하는 경우는 상호의존도

를 평가할 수 있다는 장점이 있다. 그리고 최적환율지역(Optimal Currency

Area : OCA) 이론을 바탕으로 무역, 경기변동, 경제규모와 같은 OCA변수

를 환율변동성 모델에 포함하였다. 이와 더불어 양국간의 금융 연계를 측

정하는 외화차입 변수를 포함하였다. 이러한 양국모델을 통하여 환율변동

성은 OCA변수뿐만 아니라 금융의존도에도 영향을 받음이 확인되었다. 해

외 교역조건의 움직임에 민감하게 반응하는 두 개의 소규모 개방 경제국

중에서 한 국가가 다른 국가로부터 차입해 오는 모델을 세웠다. 신용제약

이 없는 채권국의 경우, OCA이론에 따라서 환율이 움직이게 되고, 환율

조정은 최선의 선택이 된다. 신용제약이 있는 차입국의 경우, 외부충격에

대하여 환율조정을 하지 않는 것이 최적이 된다. 즉 신용제약이 있는 경

우와 신용제약이 없는 경우에 외부충격에 대한 환율 변동이 차이가 남을

확인할 수 있다. 신용제약이 상대적으로 적은 선진국의 경우는 환율변동

성이 OCA 변수에 의해 결정되고, 신용제약이 상대적으로 큰 개발도상국

의 경우 환율변동성이 외화 차입 정도에 영향을 받을 것으로 예측하고 있

었다.

Korinek(2010)은 개발도상국과 같은 소규모 개방경제 하에서 외화차입

이 거시경제변동성에 미치는 영향을 분석하였다. 자국통화가치는 경기변

동에 순응하는 경향을 가지기 때문에, 경제에 위기가 닥쳤을 자국통화가

치는 하락하고, 외국통화로 표시된 부채의 상환부담이 같이 커진다. 이러

한 경로로 경제에 유입된 부정적인 충격이 자국 통화가치 하락으로 인하

여 상황이 악화되는 결과를 낳는다. 반면, 경제가 호황일 경우, 자국통화

가치는 상승하고, 외국통화로 표시된 부채에 대한 부담도 적어지기 때문

에 호황의 효과를 증폭하는 결과를 낳는다. 정리하면, 외화차입은 경제에

유입되는 충격을 증폭하여 총수요에 대한 변동성을 늘려서 환율 변동성을

증대시킨다. 이렇게 환율이 외화차입을 통하여 등락하는 것은, 해외에서

자국통화의 차입에 대한 위험 프리미엄이 증대될 수 있음을 확인한다.

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Devereux 및 Lane(2003)과 Cady 및 Gonzalez-Garcia(2007)는 환율 변

동성을 종속변수로 하고, 환율변동성에 영향을 미칠 수 있는 여러 변수들

을 설명변수로 함께 고려하여 실증분석을 수행하였는데 본 연구 역시 기

본적으로는 이들의 체계를 토대로 우리나라 자료를 중심으로 분석하게 되

므로, 이를 좀 더 자세히 살펴보면 다음과 같다.

Devereux 및 Lane(2003)은 신용제약이 있는 양국 환율변동성 모형을

제시하고 실증분석을 통해 검정하였다. 실증분석모델은 최적통화지역(Optimal

Currency Area :OCA)이론을 바탕으로 OCA 변수(Xij :Trade, Cycle와 Size)

와 유동성 부채(FIN : finance, liquid liabilities) 변수, 외화 차입(EXTFIN :

external finance) 변수를 포함하였고, 환율변동성은 명목환율에 로그를 취

하고 1차 차분한 값의 표준편차로 계산하였다:

ijijjijjijERij EXTFINFINEXTFINFINXVOL ersgba +´++++=

Devereux 및 Lane(2003)의 실증분석 결과에 따르면, 개발도상국의 경우

OCA 변수의 계수는 유의하지 않은 반면, 대외부문 금융연계 변수의 계수

는 통계적으로 유의함이 확인되었다. 선진국은 이와 반대로 대외부문 금

융연계 변수의 계수는 유의하지 않은 반면, OCA변수의 계수는 통계적으

로 유의하였다. 전체 표본과 개발도상국의 경우는 대외부문의 금융연계가

환율변동성에 미치는 영향이 음(-)의 방향으로 추정되었고, 선진국 표본

의 경우는 대외부문 금융연계가 환율변동성에 미치는 영향이 양(+)의 방

향 혹은 유의하지 않은 것으로 추정되었다. 선진국은 개발도상국에 비해

자국통화로 부채를 조달하는데 용이하기 때문에 대외적 신용제약이 환율

변동성에 미치는 영향이 적은 반면, 개발도상국은 외부로부터 자금조달이

이루어지는 부분이 크기 때문에 환율변동성이 대외부문금융연계에 크게

영향 받는 것으로 나타난다.

Cady 및 Gonzalez-Garcia(2007)는 IMF가 채택한 준비금 기준이 환율변

동성에 영향을 미치는지를 1991년부터 2005년까지 분기별 48개국 패널데

이터를 사용하여 검정하였다. 1990년대 금융위기를 경험하면서 IMF는 외

화 유동성을 포함하는 지표로 Reserves Template 채택하였다. Reserves

Template을 도입한 목적은 시장 참여자들에게 외화 부채에 대한 세부적

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Devereux와

Lane(2003)

Cady와 Gonzalez

-Garcia(2007)

무역 -

1인당 국내총생산 -

경기변동 +

규모 +

국내 차입 +/-

해외 차입 +/-

인플레이션 +

부채/국내총생산 +

외환보유액/단기외화차입 -

통화 변동성 +

경제성장률 -

외환보유액 적정성 기준

(Reserves Template주))-

주 : IMF는 시장 참여자들에게 외화 부채에 대한 세부적인 정보를 주기 위해서 외화 유

동성을 포함하는 지표인 Reserves Template을 채택하였음.

<표 1> 기존 연구들의 환율변동성 실증분석 결과 요약

인 정보를 주기 위함이다. 추정방정식은 종속변수로는 환율변동성을, 독립

변수로는 10가지 거시변수를 포함하였다. 종속변수인 환율변동성은 일일

환율에 자연로그 취한 것을 차분하여 분기별 표준편차를 구하였다. 설명

변수로는 부채(GDP에 대한 정부부채의 비율), 준비금 적정성(외환보유고/

단기외채), 정부의 재정기조의 변화(change in fiscal stance), 실질 GDP

증가율, 인플레이션, 통화량 증가의 변동성, 경상수지, 무역에 대한 개방

성, 고정환율제도 또는 정부개입에 대한 더미변수를 사용하였다. Devereux

및 Lane(2003), Cady 및 Gonzalez-Garcia(2007)의 환율변동성에 대한 실

증분석 결과는 <표 1>에 요약되어 있다.

또한 Siregar and Pontines(2005)는 동아시아 국가들을 대상으로 1990년

대 중반부터 급격히 증가한 외채가 1997년 동아시아 금융위기의 환율 오

버슈팅을 야기했는지 여부를 검정하였다. 외채의 급격한 축적은 환율 오

버슈팅을 초래하게 됨을 실증분석을 통해 확인하였다.

환율변동성의 설명변수로써 단기외채를 사용한 연구는 Cady 및 Gonzalez-

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Garcia(2007)의 연구이다. 설명변수로 외환보유고/단기외채 비율변수를 사

용하였고, 이 비율변수가 환율변동성에 미치는 영향이 음(-)의 방향임을

확인하였다. 그렇지만 단기외채가 어떠한 경로로 환율변동성을 증대시키

는지는 이론적인 설명은 확인할 수 없었다. 본 논문에서는 단기외화차입

을 포함하는 우리나라의 환율변동성실증분석 모델을 수립하고 이를 검정

하고자 한다.

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Ⅲ. 실증분석모델

Devereux 및 Lane(2003) 그리고 Cady 및 Gonzalez-Garcia(2007)의 연

구를 바탕으로 본 연구에서는 다음과 같은 한국의 환율변동성 실증분석

모델을 수립하였다:

log

(1)

log

(2)

환율변동성 측정값은 대미 일일환율을 로그 차분한 뒤, 연도별 표준편

차를 구하여 사용하였다:

log (3)

설명변수로 포함한 단기외화차입변수는 여러 가지 형태로 사용하였다.

연도별 자료에서는 외환보유액에 대한 단기외화차입의 비율(ED/ECR)

과, 자기자본에 대한 단기외화차입의 비율(ED/E)을 사용하였다. 분기별

자료에서는 (외환보유액에 대한) 기업의 단기외화차입 비율변수와, (외환

보유액에 대한) 금융기관의 단기외화차입 비율변수를 사용하였다. 단기외

화차입 이외의 외화가 국내로 유입되는 경로인 외국인 순매수의 환율변동

성에 대한 영향도 살펴보았다. 단기외화차입이 환율변동성에 미치는 영향

은 양(+)의 방향일 것으로 추측할 수 있다. 단기외화차입이 증가하면 환

율변동성이 증가할 것이기 때문이다.

는 우리나라의 장단기금리차(장기금리-단기금리)를 나타내고,

장단기금리차가 환율변동성에 미치는 영향은 두 가지로 분석할 수 있다.

첫째로, 향후 경기가 성장하고 물가가 상승할 것이라는 기대가 지배적

일 때 장단기금리차가 증가하고, 경기에 대한 전망이 어둡고 물가가 하락

- 11 -

할 것이라는 기대가 지배적일 때 장단기금리차가 감소한다. Mishkin(1990)

은 수익률 곡선의 모양이 향후 물가에 대한 기대를 반영하고 있음을 확인

하였다. 장기금리가 상승하는 것은 물가가 상승할 것이라는 정보를 수반

하는 것이고, 장기금리가 떨어지는 것은 물가가 하락할 것이라는 기대를

반영하는 것임을 실증분석을 통해 확인하였다. Ang, Piazzesi and Wei

(2006)은 수익률곡선의 모양이 향후 경기에 대한 기대를 반영하고 있음을

확인하였다. 장단기금리차가 양수일 때는 경기가 성장할 것이라는 기대를

반영하고 있고, 장단기금리차가 음수일 때는 경기가 하락할 것이라는 기

대를 반영한다. GDP증가율을 예측하는 데에 있어서 장기금리뿐만 아니라

단기금리도 주요한 변수임을 실증분석을 통하여 확인하였다. <표 2>에

따르면, 환율변동성은 GDP증가율이 낮을 때 증가하고, GDP증가율이 높

을 때 하락하기 때문에, 장단기금리차가 미래 경기에 대한 기대를 반영하

는 특성을 주목한다면 환율변동성에 미치는 영향은 음의 방향일 것으로

예측할 수 있다.

평균 낮은 경제성장률의 경우 높은 경제성장률의 경우

환율변동성(분기별) 0.00559 0.00952 0.00468

경제성장률(분기별) 1.19 -0.22 2.01

환율변동성(연도별) 0.01915 0.0323 0.00909

경제성장률(연도별) 6.6 2.96 9.35

<표 2> GDP와 환율변동성

주 :두 번째 열의 ‘평균’은 총 분석 기간 동안의 평균을 구한 값이다. 세 번째 열의 ‘낮은

경제성장률’의 경우는 두 번째 열에서 구한 경제성장률 평균보다 낮은 경제성장률 값

을 갖는 기간 동안의 평균을 구한 것이다. 네 번째 열의 ‘높은 경제성장률’의 경우는

두 번째 열에서 구한 경제성장률 평균보다 높은 경제성장률 값을 갖는 기간 동안의

평균을 구한 것이다.

둘째로, 우리나라의 장단기 금리차가 커지면 외화자금을 단기로 차입하

여 장기로 운용할 유인이 커진다. 이렇게 유입된 단기외화자금은 환율변

동성을 높이는 방향으로 영향을 줄 수 있다. 즉, 장단기금리차가 환율변동

성에 미치는 영향이 양의방향도 가능하다.

같은 방식으로 미국의 장단기금리차가 우리나라 환율변동성에 미치는

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영향은 다음과 같다. 미국의 장단기금리차가 줄어들면 미국의 투자자들은

상대적으로 장단기금리차가 큰 우리나라에 투자할 유인을 갖게 될 것이

고, 우리나라에 단기외화자금이 유입되어 환율변동성을 높이는 방향으로

영향을 줄 수 있다. 미국의 장단기 금리차이 변수뿐만 아니라, 한국의 장

단기 금리차이와 미국의 장단기 금리차이 간의 차이 변수를 이용하여 그

효과를 확인하고자 한다.

Cady 및 Gonzalez-Garcia(2007)에 의하면 이 환율변동성에 미

치는 영향은 양의 방향일 것으로 예측할 수 있고, log와

가 환율변동성에 미치는 영향은 음의방향일 것으로 예측할 수 있다. 인플

레이션 변수로는 근원인플레이션율과 수입물가지수를 사용하였다.

이전 기의 단기외화차입이 당기의 환율변동성에 영향을 미치는지 확인

하기 위해서 차분한 값을 이용하여 다음과 같은 추정식도 검정하였다:

log

(4)

전기 외화차입이 당기 환율변동성에 영향을 미친다면 의 계

수가 통계적으로 유의한 양의 값을 가질 것으로 예측할 수 있다.

- 13 -

Ⅳ. 실증분석

1. 자료

분석기간은 1980년부터 2009년까지의 연도별 분석과 1994년 4분기부터

2009년 4분기까지 분기별 분석 두 가지로 수행하였다. 환율변동성은 명목

일일 환율을 로그 차분하여 연도별 표준편차를 계산하여 사용하였다. 외

화차입변수는 비금융업 상장회사들의 외화단기차입을 각 연도별로 합하여

연도별 시계열 자료로 만들었다. 외화차입변수의 분기별 자료는 한국은행

경제통계시스템에서 제공하는 국제수지 중 대외채무 항목에서 민간기업의

단기차입 자료를 이용하였다.3) 장단기 금리스프레드 변수를 생성하기위해

사용한 장기금리는 3년만기 국고채 수익률과 5년만기 국민주택채권1종 수

익률을 각각 사용하였고, 단기금리로는 콜금리(미국의 경우 Federal Fund

Rate), 재할인율 CD금리 3개월물을 사용하였다. 무역변수는 수입액과 수

출액을 합하여 로그를 씌워 사용하였고, 물가변수는 수입물가와 근원 인

플레이션율 두 가지를 사용하여 분석하였다. 비금융업 단기차입금자료 (연

도별)와 자기자본자료는 KIS-VALUE4), 연도별 금리자료는 IMF의 IFS

(International Financial Statistics)에서 얻었으며, 코스피 200지수 30일

내재변동성과 코스피 200지수 90일 내재변동성 자료는 Bloomberg에서 가

져왔다. 주가지수 변동성은 코스피 200지수를 기초자산으로하는 유럽형

옵션의 가격 결정식인 블랙 숄즈 방정식(Black-Scholes formula)에서 계산

된 내재변동성 값이다. 나머지 변수들은 한국은행 경제통계시스템(ECOS :

Economic Statistics System)에서 가져왔다. 사용한 변수들의 기초통계량

은 <표 3>과 <표 5>에 보고하였고, 변수간 상관계수는 <표 4>와 <표

6>에 보고하였다.

상관계수행렬에서는 무역 차분변수와 GDP증가율 변수간의 상관계수가

다소 높게 나오는 것을 확인할 수 있었다. 무역 차분변수와 GDP증가율

3) 본 보고서에서는 민간기업의 단기차입에 대해 한국은행 경제통계시스템에서 제공하는 자료를 사

용하였다. 따라서 보다 자세한 기업군에 따른 분석은 수행하지 못하는 제한점이 있다. 하지만 미

시자료를 통해 세분화된 기업군에 대해 연구하는 것은 추가적인 연구방향으로 보다 많은 정책적

함의를 이끌어 낼 수 있을 것으로 생각된다.

4) 기업 단기외화차입 분기별 자료는 한국은행 경제통계시스템 대외채무 자료에서 가져왔다.

- 14 -

변수를 동시에 추정식의 설명변수로 넣는다면 다중공선성이 발생할 가능

성은 고려될 수 있다.

변수 개수 평균 표준편차 최소값 최대값

환율변동성 63 0.00559 0.00747 0.00071 0.04711

단기외화차입/외환보유액(기업) 63 0.14423 0.15533 0.03586 0.69740

장단기금리차1(한국) 62 0.42548 1.44769 -6.11 2.56

장단기금리차2(한국) 62 0.43855 1.7257 -7.04 2.76

미국장단기금리차 62 1.28689 1.33887 -0.907 3.587

근원인플레이션율 64 3.14375 1.50869 -0.3 7.4

수입물가지수(차분) 64 6.17813 13.7518 -24.6 49

무역(로그차분) 62 0.01088 0.09867 -0.34138 0.18441

경제성장률 63 1.19524 1.6776 -7 4.1

코스피지수(로그차분) 64 0.00903 0.18281 -0.54211 0.59472

단기외화차입/외환보유액(금융기관) 63 0.64942 0.56590 0.19866 2.36389

외국인순매수 63 0.03764 0.24715 -0.53701 0.61243

코스피200지수 내재변동성 (30일) 63 28.03631 13.95953 11.26 79.43

코스피200지수 내재변동성 (90일) 63 28.80969 12.88855 12.62 59.79

<표 3> 분기별 자료 기초통계량

변수 [1] [2] [3] [4] [5] [6] [7] [8] [9]

[1] 환율변동성 1

[2] 단기외화차입/외환보유액(기업) 0.327 1

[3] 장단기금리차1 (한국) -0.482 -0.620 1

[4] 장단기금리차2 (한국) -0.380 -0.699 0.979 1

[5] 장단기금리차 (미국) -0.022 -0.231 0.325 0.359 1

[6] 근원인플레이션율 0.396 0.430 -0.679 -0.667 0.031 1

[7] 수입물가지수 (차분) 0.535 0.194 -0.567 -0.504 -0.153 0.496 1

[8] 무역(로그차분) -0.356 -0.128 0.259 0.212 0.084 -0.347 -0.237 1

[9] 경제성장률 -0.623 -0.095 0.620 0.529 0.015 -0.568 -0.617 0.481 1

<표 4> 분기별 자료 변수 간의 상관계수

- 15 -

변수 개수 평균 표준편차 최소값 최대값

환율변동성 30 0.00363 0.00535 0 0.02403

단기외화차입/외환보유액 30 0.2388 0.21815 0.05106 1.18292

단기외화차입/자기자본 30 0.23857 0.13091 0.06991 0.64239

장단기금리차2(한국) 30 6.5184 3.06217 2.179 12.758

수입물가지수(차분) 29 3.27448 8.67094 -11.46 38.17999

무역(로그차분) 29 0.0982 0.12797 -0.22199 0.28655

경제성장률 30 6.58 4.1788 -5.7 12.3

코스피지수(로그차분) 29 0.08880 0.27488 -0.47735 0.68

<표 5> 연도별 자료 기초통계량

변수 [1] [2] [3] [4] [5] [6] [7]

[1] 환율변동성 1

[2] 단기외화차입/외환보유액 0.4448 1

[3] 단기외화차입/자기자본 0.6066 0.7182 1

[4] 장단기금리차2 (한국) -0.1618 0.336 0.2803 1

[5] 수입물가지수 (차분) 0.5175 0.017 0.3358 0.0061 1

[6] 무역(로그차분) -0.3741 -0.0913 -0.2051 -0.1772 0.03 1

[7] 경제성장률 -0.5571 0.0989 -0.3018 0.1881 -0.4616 0.5989 1

<표 6> 연도별 자료 변수 간의 상관계수

<그림 1> 환율변동성

(환율변동성은 일일 대미 명목환율을 로그 차분하여 연도별 표준편차를 구하여 사용하

였음.)

0.0

05.0

1.0

15.0

2.0

25

Volat

ility o

f FX

rate

1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

- 16 -

<그림 2> 단기외화차입

(KISVALUE에서 얻은 각 연도별 비금융업 기업의 총 단기외화차입액의 시계열 그래프.

y축 단위=조(1012)원.)

05

1015

2025

30

debt

(e+1

2 Ko

rean

Won

)

1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

<그림 3> 단기외화차입 비율

(ED/E 비율은 기업의 자기자본에 대한 단기외화차입비율이고, ED/ECR은 외환보유액에

대한 단기외화차입비율임. 기업 단기외화차입, 기업 자기자본 자료는 KISVALUE에서,

외환보유액 자료는 한국은행 경제통계시스템에서 가져왔음.)

0.2

.4.6

.81

1.2

ratio

1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

ED/E ED/ECR

KISVALUE를 통해 얻은 비금융업 단기외화차입 연도별 자료에 대한

기초통계량은 <표 7>에 보고하였다. <그림 1>은 대미환율 변동성의 시

계열 그래프를 나타낸다. 1997년 외환위기와 2008년 금융위기에 환율변동

성이 급격히 상승했음을 확인할 수 있다. 더불어 1997년 자유변동환율제

로 이행한 이후 변동성이 그 이전에 비해 높아졌다. <그림 2>는 단기외

- 17 -

연도 외화차입기업수 총(억원) 평균(억원) 최소값(억원) 최대값(억원)

1980 79 10093 127.76 0.21088 2248.1

1981 71 14437 203.33 0.17007 2867.11

1982 68 8144 119.76 1.44114 1017.57

1983 87 11317 130.08 0.45264 1182.4

1984 95 15060 158.53 0.618 2181.09

1985 87 12645 145.35 0.22313 1904.19

1986 119 8777 73.76 0.40384 721.5

1987 125 12840 102.72 0.15918 923.23

1988 124 13275 107.06 0.57695 859.43

1989 137 16056 117.2 0.43822 1899.1

1990 151 29853 197.7 0.42319 5293.46

1991 209 35859 171.58 0.7548 4002.13

1992 179 59155 330.48 0.03942 6961.47

1993 226 67305 297.81 0.11832 6454.68

1994 209 81989 392.29 0.13207 7117.63

1995 208 79789 383.6 0.36099 8441.66

1996 212 129515 610.92 0.15588 10844.23

1997 240 221758 923.99 1.13216 24397.99

1998 224 117490 524.51 0.00776 10408.98

1999 198 97580 492.83 0.01345 12628.36

2000 205 167696 818.03 0.5829 32987.15

2001 204 182013 892.22 0.14404 22220.7

2002 237 182953 771.95 0.78253 28013.24

2003 274 171813 627.05 0.02855 11156.66

2004 279 163370 585.56 0.111 11976.54

2005 275 141081 513.02 0.03039 9828.34

2006 264 116301 440.54 0.04136 11406.92

2007 261 158380 606.82 0.39229 12475.37

2008 293 279542 954.07 1.00598 22223.04

2009 293 237647 811.08 2.50876 23701.24

<표 7> 비금융업 단기외화차입

화차입의 시계열 그래프를 나타내고 있다. 1990년 이후로 단기외화차입이

지속적으로 증가해왔음을 확인할 수 있다. 1990년의 시장평균환율제도의

도입과 1997년 자유변동환율제로의 이행이 이러한 단기외화차입의 증가를

촉진하였음도 확인된다. <그림 3>은 단기외화차입을 외환보유액으로 나

눈 비율과 단기외화차입을 자기자본으로 나눈 비율의 시계열 그래프를 나

- 18 -

타내고 있다. 1997년 외환위기 시점의 환율변동성에서와 유사한 극대점을

확인할 수 있다. <그림 4>는 우리나라 연도별 장단기금리차의 시계열 그래

프를 나타내고 있다. 1997년 외환위기 시점에 환율변동성에서와 유사한 극

대점을 보이지만, 정확한 영향은 분석결과를 확인해야 할 것으로 여겨진다.

<그림 4> 우리나라 연도별 장단기금리차

(spread1 : 5년만기 국민주택채권1종-콜금리, spread2 : 5년만기 국민주택채권1종-재

할인율, 금리자료는 IMF의 IFS(International Financial Statistics)에서 가져왔음.)

-20

24

68

1012

14

(long

- sh

ort)

%

1980 1985 1990 1995 2000 2005 2010

spread1 spread2

<그림 5> 환율변동성과 단기외채증감

(막대그래프는 단기외채 증감으로 양의 방향은 단기외채의 증가, 음의 방향은 단기외채

의 감소를 의미한다. 꺾은선 그래프는 분기별 자료의 환율변동성을 나타내고 있다. 단기

외채 증감 단위는 백만 달러이고 왼쪽 축에 표시하였다. 변동성은 오른쪽 축에 표시하

였다. 단기외채자료와 환율변동성 자료는 한국은행 경제통계시스템에서 가져왔음.)

- 19 -

<그림 6> 캐리트레이드 지수

(달러화를 차입하여 원화에 투자했을 때 기대수익을 나타내는 지수. 2008년 금융위기

이전에 매우 컸음. 우리나라에 달러화 단기투기자금이 많이 유입되어있었음을 예

측할 수 있음. 원화와 달러사이의 캐리트레이드지수는 Bloomberg에서 가져왔음.)

55

60

65

70

75

80

85

90

95

100

1/4/2008

2/22/2008

4/11/2008

5/30/2008

7/18/2008

9/5/2008

10/24/2008

12/12/2008

1/30/2009

3/20/2009

5/8/2009

6/26/2009

8/14/2009

10/2/2009

11/20/2009

1/8/2010

2/26/2010

4/16/2010

6/4/2010

7/23/2010

9/10/2010

10/29/2010

12/17/2010

2/4/2011

지수(2008년1월1주=100)

<그림 7> GDP 대비 단기외화차입의 비중

(단기외화차입/GDP(단위:달러화) 비율의 시계열그래프. 모든 분기별 자료는 한국은행

경제통계시스템에서 가져왔음.)

<그림 5>는 분기별 자료의 환율변동성과 단기외채 증감의 시계열 그래

프를 나타낸다. 1997년 외환위기 이전과 2008년 금융위기 이전에 단기외

화차입이 증가했음을 확인할 수 있다. 위기 직전 기간에 유입된 단기외화

차입은 위기가 발발하자 급격하게 유출되었고 더불어 환율변동성이 급등

하였음을 확인할 수 있다. <그림 6>은 2008년 1주부터 주별 캐리트레이

- 20 -

드 지수를 표현한 시계열 그래프이다. 캐리트레이드 지수는 달러화를 차입

하여 원화에 투자했을 때 기대 수익을 지수화 한 것으로, 2008년 첫째 주

가 100으로 표준화 된 자료이다. 2008년 금융위기가 발발하기 직전인 2008

년 초에 캐리트레이드 지수가 높았음을 확인할 수 있고, 이에 따르면 우리

나라에 달러화 단기투기자금이 많이 유입되었을 것으로 예측할 수 있다.

<그림 7>은 달러화 단위로 표시된 GDP 대비 단기외화차입의 비중을 나타

낸 그래프이다. 2008년 금융위기 발발 직전 GDP 대비 단기외화차입의 비율

이 80%에 근접하였음을 확인할 수 있다. 이것은 글로벌 금융위기 당시 단

기 외화자금의 변동이 거시 불안정을 키웠다는 주장을 지지하는 결과이다.

2. 실증분석결과

가. 기업의 단기외화차입이 환율변동성에 미치는 영향

시계열 분석을 할 때 독립변수와 설명변수들이 정상성을 충족하는지 확

인할 필요가 있는데, 종속변수인 환율변동성, 장단기금리스프레드, GDP증

가율(dGDP) 변수와 근원 인플레이션율 변수는 정상성을 충족하였고 무역

과 수입 물가지수 변수는 1차 차분하여 정상성을 충족하도록 만들었다.

단기외화차입을 나타내는 두 가지 비율변수인 단기외화차입/외환보유액과

단기외화차입/자기자본 변수도 정상성을 충족하는 것으로 나타난다. 실증

분석에 사용된 연도별, 분기별 변수들의 단위근 검정결과는 <표 8>에 보

고하였다.

<표 9>는 외화차입변수로 단기외화차입/외환보유액 비율변수를 사용했

을 때의 결과이다. 실증분석 결과는 단기외화차입/외환보유액 변수가 환

율변동성에 미치는 영향이 유의 하다는 가설을 지지하였다. 환율변동성에

대한 단기외화차입 효과는 양(+)의 방향으로 단기외화차입이 증가하면 환

율변동성이 증가함을 확인할 수 있다.

장단기 금리스프레드가 환율변동성에 미치는 영향은 양(+)의 방향으로

확인되었다. 이것은 장단기금리스프레드가 경기변동에 순응하여 변동성에

미치는 영향보다 단기금리의 변동으로 인한 외화의 유출입이 환율변동성

에 미치는 효과가 더 큼을 지지하는 결과로 해석될 수 있다.

- 21 -

변수 개수 검정통계량 p-값

(연도별)

환율변동성 29 -3.192 0.0204

단기외화차입/외환보유액 29 -3.336 0.0133

단기외화차입/자기자본 29 -3.069 0.0289

장단기금리차2(한국) 29 -1.797 0.0692

수입물가지수(로그차분) 29 -6.39 0.0000

근원인플레이션율 29 -7.011 0.0000

경제성장률 29 -4.199 0.0007

무역(로그차분) 28 -4.331 0.0004

코스피지수(로그차분) 29 -4.27 0.0005

(분기별)

환율변동성 62 -2.855 0.0508

단기외화차입/외환보유액 62 -1.653 0.0926

외국인순매수 62 -9.591 0.0000

장단기금리차1(한국) 62 -5.792 0.0000

장단기금리차2(한국) 62 -4.118 0.0009

장단기금리차(미국) 62 -2.922 0.0428

수입물가지수(로그차분) 62 -3.831 0.0026

근원인플레이션율 62 -2.838 0.0530

경제성장률 62 -5.678  0.0000

무역(로그차분) 62 -10.678 0.0000

코스피지수(로그차분) 62 -4.961 0.0000

코스피200지수 내재변동성 (30일) 62 -2.295 0.0133

코스피200지수 내재변동성 (90일) 62 -2.092 0.0211

<표 8> Dickey-Fuller 단위근 검정

- 22 -

종속변수환율변동성

(1) (2) (3)

단기외화차입/외환보유액(기업)0.01980 0.0278662 0.0263209

(2.88***) (3.61***) (3.3***)

장단기금리차1(한국)0.00161

(1.71*)

장단기금리차2(한국)0.0022809 0.0019499

(2.67***) (2.01**)

미국장단기금리차-0.0001495 -0.0002309

(-0.25) (-0.35)

근원인플레이션율-0.0000096

(-0.01)

수입물가지수(차분)0.00013 0.0001398

(1.97*) (2.04

**)

무역(로그차분)-0.00058 -0.0002107 0.0005220

(-0.07) (-0.02) (0.06)

경제성장률-0.00278 -0.0030741 -0.0035904

(-3.78***) (-4.2

***) (-4.99

***)

코스피지수(로그차분)-0.0000885 -0.0025582

(-0.02) (-0.61)

상수항0.00470 0.0037153 0.0056277

(3.17***) (2.2

**) (2.04

**)

F 통계량 11.01*** 9.27*** 8.03***

R2 0.5001 0.5550 0.5194

표본수 61 60 60

주 : 1) t통계량은 괄호 안에 보고되어 있다.

2) ***, **, *은 각각 99%, 95%, 90% 신뢰수준에서 유의함을 의미한다.

<표 9> 분기별 실증분석 결과 : 1995년 2/4분기~2010년 1/4분기

물가변수의 환율변동성에 대한 영향은 어떤 물가지수를 사용했는가에

따라 다르게 나타났다. 수입물가지수를 차분하여 사용한 경우는 물가가

환율변동성에 미치는 영향이 양의 방향으로 나타났고, 근원 인플레이션율

을 사용한 경우는 물가가 환율변동성에 미치는 영향이 유의하지 않은 것

으로 나타났다. 수입물가가 상승하면 환율변동성이 증가하고, 수입물가가

하락하면 환율변동성이 감소함을 확인한다.

- 23 -

종속변수환율변동성

(1) (2)

단기외화차입/외환보유액(기업)0.01430

(4.8***)

단기외화차입/자기자본(기업)0.02359

(3.89***)

장단기금리차2(한국)-0.00066 -0.00076

(-2.67**) (-2.72**)

무역(로그차분)-0.01541 -0.01878

(-2.11**) (-2.32

**)

경제성장률-0.00026 0.00016

(-0.94) (0.52)

수입물가지수(차분)0.00031 0.00026

(3.37***) (2.62

***)

코스피지수(로그차분)0.00293 0.00116

(0.9) (0.33)

상수항0.00653 0.00289

(3.72***) (1.27)

F 통계량 10.91***

8.35***

R2 0.7485 0.6949

표본수 29 29

주 : 1) t통계량은 괄호 안에 보고되어 있다.

2)***,**,*은 각각 99%, 95%, 90% 신뢰수준에서 유의함을 의미한다.

<표 10> 연도별 실증분석 결과 : 1980년~2009년

<표 2>는 GDP와 환율변동성의 관계를 나타낸다. GDP가 평균보다 낮

은 경기하락기 상황에서는 환율변동성이 평균보다 높고, GDP가 평균보다

높은 경기호황기에는 환율변동성이 평균보다 낮다. 이는 GDP와 환율변동

성 사이에 음의 관계가 있음을 확인한다.

무역변수는 환율변동성에 미치는 영향이 유의하지 않은 것으로 확인되

었고, GDP증가율은 환율변동성에 음(-)의 영향을 미치고 있음을 확인할

수 있었다. 이는 우리나라의 경제 성장기에는 환율이 안정적으로 유지되

는 것에 반해, 경제 침체기 혹은 경제 위기 시에는 환율이 급격하게 오르

내리는 현상을 잘 설명하는 결과이다.

주가지수의 로그차분변수가 환율변동성에 미치는 영향은 유의하지 않은

- 24 -

것으로 확인되었다.

연도별 자료를 이용한 분석 결과는 분기별 자료의 결과와 대체로 동일

하였으나, 장단기금리스프레드가 환율변동성에 미치는 영향은 음의방향으

로 나타났다. 이는 분기별 분석의 결과와 상충하는 결과이다. 시계열이 늘

어남에 따라 부호가 변하였으므로, 장단기금리스프레드가 환율변동성에

미치는 영향이 기간에 의존하는 경향이 있음을 추측할 수 있었다.

이정도․설병문(1999)에 따르면, 한국은 OECD 가입을 기준으로 외환시

장에 구조적 변화가 일어났다. OECD 가입에는 자본 자유화에 대한 의무

가 수반되었고, 그로 인해 우리나라 외환시장이 해외 자본에 더 큰 영향

을 받게 되었다. 해외의 단기투자자들은 투자 대상국의 금리를 관찰하고

투자결정을 할 것이기에 자본자유화가 장단기금리차를 통해서 환율변동성

에 영향을 미칠 것이라 예측할 수 있다. 따라서, 우리나라 OECD 가입일

인 1996년 12월을 기준으로 장단기금리스프레드가 환율변동성에 미치는

영향이 달라졌을 것이라고 예측할 수 있고, 이를 검정하기 위해 다음과

같은 더미변수가 들어가는 추정식을 세웠다.

×

log

위의 식에서 는 1980년부터 1996년까지는 0, 1997년부터 2009년까지

는 1을 갖는 더미변수이다.

더미를 포함한 추정결과는 <표 11>에 보고하였다. 그 결과 1980년부터

1996년까지는 장단기금리차가 환율변동성에 미치는 영향이 음의 방향인

것으로 확인되었고, 1997년부터 2009년까지는 장단기금리스프레드가 환율

변동성에 미치는 영향이 양의 방향인 것으로 확인되었다. 이것은 1980년

부터 1996년까지는 장단기금리스프레드가 경기변동에 순응하여 환율변동

성에 영향을 미치는 효과가 크게 나타났고, 1997년부터 2009년까지는 단

기금리와 외화유출입으로 인한 효과가 환율변동성에 미치는 영향이 컸던

것으로 해석될 수 있다.

외화차입변수로 단기외화차입/자기자본 비율변수를 사용했을 때의 결과

도 단기외화차입/외환보유액의 결과와 동일하게 단기외화차입은 환율변동

- 25 -

종속변수환율변동성

(1) (2)

단기외화차입/외환보유액0.01230

(5.9***)

단기외화차입/자기자본0.01912

(4.01***)

장단기금리차2(한국)-0.00044 -0.00051

(-2.48**) (-2.3**)

더미*장단기금리차2(한국)0.00106 0.00106

(5.06***) (4.07***)

수입물가지수(차분)-0.01082 -0.01360

(-2.12**) (-2.15

**)

무역(로그차분)0.00008 0.00043

(0.39) (1.8*)

경제성장률0.00026 0.00023

(4.14***) (2.93

***)

코스피지수(로그차분)0.00187 0.00016

(0.84) (0.06)

상수항0.00103 -0.00184

(0.64) (-0.88)

F 통계량 23.49***

14.60***

R2

0.8867 0.8296

표본수 29 29

주 : 1) 이정도․설병문(1999)에 따르면, 한국은 OECD 가입을 기준으로 외환시장에 구조

적 변화가 일어났다. OECD 가입에는 자본 자유화에 대한 의무가 수반되었고, 그

로 인해 우리나라 외환시장이 해외 자본에 더 큰 영향을 받게 되었다. 따라서, 우리

나라 OECD 가입일인 1996년 12월을 기준으로 장단기금리스프레드가 환율변동성

에 미치는 영향이 달라졌을 것이라고 예측할 수 있고, 이를 검정하기 위해 다음

과 같은 더미변수 추정식에서 더미변수는 1980년부터 1996년까지는 0, 1997년부

터 2009년까지는 1을 갖는 외환시장구조변화 더미변수이다.

2) t통계량은 괄호 안에 보고되어 있다.

3)***,**,*은 각각 99%, 95%, 90% 신뢰수준에서 유의함을 의미한다.

<표 11> 외환시장 구조변화 더미를 포함한 연도별 실증분석 결과 :1980년~2009년

- 26 -

성에 유의한 양(+)의 영향을 미치고 있었다.

무역변수가 환율변동성에 미치는 영향은 음(-)의 영향임을 확인할 수

있고, 수입물가지수의 영향은 양(+)의 방향임을 확인할 수 있었다. 경제성

장률이 미치는 영향은 유의하지 않은 것으로 확인되었다.

분기별 자료에서는 경제성장률의 영향이 유의하게 나타나고 무역변수의

영향이 유의하지 않았으나, 연도별 자료에서는 경제성장률의 영향이 유의

하지 않고, 무역변수의 영향이 유의하지 않았다. 이는 앞서 상관계수 행렬

에서 무역변수와 경제성장률의 상관계수가 높게 나타나 다중공선성의 위

험을 지적한 것과 같은 선상에 있는 결과라 할 수 있다. 다중공선성의 위

험이 있을 수 있지만 무역변수와 경제성장률 변수 모두 환율변동성을 설

명하는 주요 변수이기에 변수 모두 포함하여 분석하였다. 그렇지만 이 사

실이 단기외화차입과 장단기금리차, 수입물가지수가 환율변동성에 유의한

영향을 미친다는 결론을 변화시키지는 않는다.

나. 기업의 단기외화차입에 대한 전기 자료 사용 시의 영향

<표 12>는 분기별 자료에서 이전 기의 단기외화차입을 설명변수를 이

용하여 당기의 환율변동성을 설명하고자 하였다. 분기별 자료에서 이전

기의 단기외화차입변수가 당기 환율변동성에 미치는 영향은 유의한 것으

로 확인되었다. 1기 이전 자료, 2기전 자료, 3기 이전 자료, 4기 이전 자료

의 단기외화차입변수가 당기 환율변동성에 미치는 영향은 양의 방향으로

여전히 유의하였다. 이는 당기의 단기외화차입은 현재의 환율변동성 뿐만

아니라 미래의 환율변동성에도 영향을 줄 수 있음을 확인하는 결과이다.

그 외의 장단기금리차, 수입물가지수 차분변수, 그리고 경제성장률변수 모

두 <표 9>의 결과 및 III장에서의 가설과 동일하게 확인되었다. 하지만,

연도별 자료에서는 전기 외화 차입 변수가 당기 환율변동성에 미치는 영

향은 유의하지 않았다.

- 27 -

종속변수환율변동성

(1) (2) (3) (4)

단기외화차입/외환보유액(-1)0.02481

(2.9***)

단기외화차입/외환보유액(-2)0.01660

(1.99*)

단기외화차입/외환보유액(-3)0.02012

(2.97***)

단기외화차입/외환보유액(-4)0.02031

(3.14***)

장단기금리차2(한국)0.00223 0.00149 0.00160 0.00163

(2.49**) (1.7*) (2.17**) (2.21**)

수입물가지수(차분)0.00014 0.00013 0.00012 0.00015

(1.97*) (1.82

*) (1.67) (2.06

**)

무역(로그차분)-0.00258 -0.00459 -0.00212 -0.00321

(-0.31) (-0.54) (-0.25) (-0.38)

경제성장률-0.00253 -0.00244 -0.00266 -0.00249

(-3.8***) (-3.48

***) (-3.9

***) (-3.75

***)

코스피지수(로그차분)-0.00425 -0.00258 -0.00384 -0.00621

(-1.01) (-0.58) (-0.91) (-1.46)

상수항0.00338 0.00472 0.00446 0.00401

(1.86*) (2.61

**) (2.87

***) (2.47

**)

F 통계량 9.33***

8.03***

9.30***

9.43***

R2

0.5090 0.4715 0.5129 0.5211

표본수 61 61 60 59

주 : 1) t통계량은 괄호 안에 보고되어 있다.

2)***,**,*은 각각 99%, 95%, 90% 신뢰수준에서 유의함을 의미한다.

<표 12> 전기의 변수를 이용한 분기별 실증분석 결과 :

1995년 2/4분기~2010년 1/4분기

다. 금융기관의 단기외화차입이 환율변동성에 미치는 영향

이 절 (다.)에서는 환율변동성의 결정요인으로서 기업의 단기외화차입 대

신 은행과 비은행 금융기관을 포함하는 금융기관의 단기외화차입 변수를

사용하였고, 다음 절 (라.)에서는 주식시장에서의 외국인 순매수 변수를 사

용해보았다. 기업의 단기외화차입 비율변수, 금융기관의 단기외화차입 비율

변수, 외국인 순매수의 시계열 그래프는 <그림 8>에서 확인할 수 있다.

- 28 -

<그림 9>에서 우리나라 외화차입에서 단기외화차입의 비중이 커져왔음

을 확인할 수 있다. 특히 1997년 외환위기와 2008년 금융위기 직전에 단기

외화차입의 비중이 커졌음이 관찰된다. <그림 10>은 민간기업과 금융기관

의 단기외화차입을 나타내고 있고, <그림 8>에서와 같이 기업과 금융기관

의 단기외화차입 변수의 시계열 패턴이 유사함을 확인할 수 있다. 외화차

입 변수들 간의 상관계수행렬인 <표 13>을 확인하면 기업의 단기외화차

입 비율변수와 금융기관의 단기외화차입 비율변수의 상관계수가 0.9788로

매우 높음을 확인할 수 있다. <그림 11>은 외은지점의 외화차입 그래프를

나타낸다. 2008년 금융위기 직전 금융기관의 단기외화차입의 급증은 외국

은행 지점들이 주도해 왔음을 확인할 수 있다. 은행 특히 외국은행 지점들

의 단기외화차입에 대한 규제가 필요함을 확인할 수 있는 결과이다.

[1] [2] [3]

[1]단기외화차입/외환보유액(기업) 1

[2]단기외화차입/외환보유액(금융기관) 0.9788 1

[3]외국인 주식 순매수 0.1473 0.1213 1

<표 13> 외화차입 변수 상관계수 행렬

<그림 8> 외화차입변수 시계열 그래프

(EDERratio1은 외환보유액에 대한 기업의 단기외화차입비율이고, EDER_ fin_ins는 외환

보유액에 대한 금융기관의 단기외화차입비율이고, fkos는 주식시장에서의 외국인 순매수

임. y축 단위는 비율임. 모든 분기별 자료는 한국은행 경제통계시스템에서 가져왔음.)

-10

12

3

1994 1996 1998 2000 2002 2004 2006 2008 2010time

EDERratio1 EDER_fin_insfkos

- 29 -

<그림 9> 단기외화차입과 장기외화차입

(모든 경제주체들의 외화 채무를 포함하는 자료의 시계열 그래프. 모든 분기별 자료는

한국은행 경제통계시스템에서 가져왔음.)

<그림 10> 민간기업, 금융기관의 단기외화차입

(민간기업과 금융기관의 단기외화차입 시계열 그래프로 왼쪽 축에는 민간기업의 단기외

화차입 단위를, 오른쪽 축에는 은행의 단기외화차입의 단위를 표시하였음. 모든 분기별

자료는 한국은행 경제통계시스템에서 가져왔음.)

- 30 -

<그림 11> 외은지점의 외화차입

(우리나라에 지점을 두고 있는 외국은행들의 단기외화차입이 2008년 금융위기 이전 금

융기관의 단기외화차입을 주도하였음을 확인할 수 있다. 모든 분기별 자료는 한국은행

경제통계시스템에서 가져왔음.)

금융기관 단기외화차입변수를 이용한 회귀분석 결과는 <표 14>에 보고

하였다. 그 결과는 기업의 단기외화차입 변수를 사용하였을 때의 결과인

<표 9>와 유사함을 확인할 수 있다. 총 단기외화차입에서 금융기관의 단

기외화차입의 비중이 크고, 금융기관의 단기외화차입이 환율변동성에 미

치는 영향이 양의방향으로 유의한 것을 확인하였다. 따라서 금융기관 단

기외화차입에 부담금을 부과하는 거시건전성 부담금 제도를 도입함으로

써, 이 제도를 적절히 운영하는 경우 단기외화차입이 환율변동성을 급격

하게 증가시키는 경로를 어느 정도는 차단할 수 있을 것으로 기대된다.

- 31 -

종속변수환율변동성

(1) (2)

단기외화차입/외환보유액(금융기관)0.005835 0.005775

(2.73***) (2.62**)

장단기금리차2(한국)0.001789 0.001515

(2.22**) (1.76

*)

근원인플레이션율-0.000127

(-0.18)

수입물가지수(차분)0.000123

(1.73*)

무역(로그차분)-0.000615 0.000188

(-0.07) (0.02)

경제성장률-0.002877 -0.003398

(-3.98***) (-4.82***)

코스피지수(로그차분)-0.001788 -0.003844

(-0.41) (-0.89)

상수항0.003871 0.005758

(2.21**) (1.97

*)

F 통계량 9.05***

8.11***

R2

0.5013 0.4739

표본수 61 61

주 : 1) t통계량은 괄호 안에 보고되어 있다.

2)***,**,*은 각각 99%, 95%, 90% 신뢰수준에서 유의함을 의미한다.

<표 14> 금융기관 차입을 이용한 분기별 실증분석 결과 :

1995년 1/4분기~2010년 1/4분기

라. 주식시장에서의 외국인 순매수가 환율변동성에 미치는 영향

설명변수로 외국인주식순매수를 사용하였을 경우, 환율변동성에 미치는

영향이 어떻게 달라지는지 확인하였다. <표 9>의 결과에서 보이듯이, 주

식시장에서의 외국인 순매수 변수는 기업 또는 은행의 단기외화차입 변수

와 상관계수가 0.1473, 0.1213으로 그 수치가 작은 것으로 확인할 수 있다.

<표 15>의 (1)은 단기외화차입변수 대신 외국인주식순매수 변수를 사용

한 것이고, (2)는 단기외화차입변수와 외국인주식순매수 변수를 같이 사용

한 결과이다. (1)의 결과에서는 외국인 순매수가 환율변동성에 미치는 영

- 32 -

향이 양(+)의 방향으로 유의한 것으로 보인다. 그렇지만 (2)의 결과를 확

인해보면, 기업의 단기외화차입이 환율변동성에 미치는 영향을 통제한 조

건하에서는 외국인주식순매수가 환율변동성에 미치는 영향이 유의하지 않

았다. 이것은, 환율변동성 결정요인으로써 외국인주식순매수보다는 기업의

단기외화차입이 더 중요함을 확인하는 결과이다.

종속변수 환율변동성

(1) (2)

단기외화차입/외환보유액(기업)0.024726

(3.21***)

외국인주식순매수0.007670 0.004703

(2.44**) (1.54)

장단기금리차2(한국)0.000117 0.002062

(0.23) (2.67***)

수입물가지수(차분)0.000113 0.000139

(1.58) (2.08**)

무역(로그차분)-0.005998 -0.000094

(-0.71) (-0.01)

경제성장률-0.001876 -0.002905

(-2.88***) (-4.26***)

코스피지수(로그차분)-0.006190 -0.001675

(-1.42) (-0.39)

상수항0.007006 0.00380

(5.68***) (2.51**)

F 통계량 8.61***

10.12***

R2 0.4888 0.5721

표본수 61 61

주 : 1) t통계량은 괄호 안에 보고되어 있다.

2) ***, **, *은 각각 99%, 95%, 90% 신뢰수준에서 유의함을 의미한다.

<표 15> 외국인 순매수 변수를 이용한 분기별 실증분석 결과 :

1995년 1/4분기~2010년 1/4분기

마. 주식시장 변동성이 환율변동성에 미치는 영향

주가지수를 로그 차분한 변수는 환율변동성에 미치는 영향이 유의하지

않았지만, 주가지수 변동성 변수를 사용한 경우 환율변동성에 미치는 영

- 33 -

향이 유의한지 확인할 필요가 있다. 코스피 200지수 30일 내재변동성과

코스피 200지수 90일 내재변동성을 설명변수로 포함한 실증분석 결과는

<표 16>에 보고하였다. 주식시장 변동성이 환율변동성에 미치는 영향은

양(+)의 방향으로 유의함으로 나타났다. 주식시장 변동성이 증가하면 환

율변동성이 증가하고, 주식시장 변동성이 감소하면 환율변동성이 감소하

는 방향으로 움직임을 확인할 수 있다.

종속변수환율변동성

(1) (2)

단기외화차입/외환보유액(기업)0.020149 0.021962

(2.9***) (3.25***)

장단기금리차2(한국)0.001537 0.001546

(2.12**) (2.14

**)

수입물가지수(차분)0.000113 0.000125

(1.89*) (2.12**)

경제성장률-0.002452 -0.002343

(-3.82***) (-3.6

***)

무역(로그차분)-0.001565 0.001965

(-0.21) (0.27)

코스피200지수 내재변동성(30일)0.000169

(3.33***)

코스피200지수 내재변동성(90일)0.000187

(3.38***)

상수항-0.000449 -0.001603

(-0.25) (-0.79)

F 통계량 15.27*** 15.39***

R2

0.6291 0.6310

표본수 61 61

주 : 1) t통계량은 괄호 안에 보고되어 있다.

2) ***, **, *은 각각 99%, 95%, 90% 신뢰수준에서 유의함을 의미한다.

<표 16> 주식시장 내재변동성 변수를 이용한 분기별 실증분석 결과

: 1995년 1/4분기 ~ 2010년 1/4분기

- 34 -

종속변수환율변동성

(1)

단기외화차입/외환보유액(기업)0.023970

(3.28***)

장단기금리차(한국)-장단기금리차(미국)0.001644

(2.08**)

수입물가지수(차분)0.000112

(1.73*)

경제성장률-0.002730

(-3.74***)

무역(로그차분)0.001323

(0.15)

코스피200지수 내재변동성(30일)0.000062

(1.14)

상수항0.003089

(1.44)

F 통계량 10.56***

R2 0.5444

표본수 61

주 : 1) t통계량은 괄호 안에 보고되어 있다.

2)***,**,*은 각각 99%, 95%, 90% 신뢰수준에서 유의함을 의미한다.

<표 17> (한국장단기금리차-미국장단기금리차) 변수 이용한 분기별

실증분석 결과 : 1995년 1/4분기~2010년 1/4분기

바. 미국금리가 환율변동성에 미치는 영향

<표 9>의 결과에서는 미국의 장단기금리차가 환율변동성에 미치는 영

향은 유의하지 않았다. 그럼에도 불구하고 미국금리가 원/달러 환율변동

성에 영향을 미칠 가능성이 있다고 가정하고, 다른 변수를 이용하여 실증

분석을 수행하였다. 분석에 사용한 변수는 한국의 장단기금리차이와 미국

의 장단기금리차이 간의 차이를 이용한 변수이다. 한국장단기금리차가 커

지고 미국의 장단기금리차가 줄어들면 미국의 투자자들은 상대적으로 장

단기금리차가 큰 우리나라에 투자할 유인을 갖게 될 것이고, 우리나라에

- 35 -

단기외화자금이 유입되어 환율변동성을 높이는 방향으로 영향을 줄 수 있

다. 이러한 예측과 일치하는 결과를 <표 17>에서 확인할 수 있다. 한국의

장단기금리차이에 사용한 금리는 5년 만기 국민주택채권 1종과 재할인율

이고, 미국의 장단기금리차이에 사용한 금리는 3년 만기 국고채와 연방기

금금리(Federal Fund Rate : FFR)이다.

- 36 -

Ⅴ. 결론

환율변동성에 단기외화차입이 미치는 영향을 우리나라 1980～2009년 동

안의 비금융업 기업 자료를 이용하여 분석한 결과 그 영향이 유의함을 확

인하였다. 환율변동성에 대한 기업 단기외화차입의 효과는 양(+)의 방향

으로 단기외화차입이 증가하면 환율변동성이 증가함을 확인하였다. 장단

기 금리차가 환율변동성에 미치는 영향은 분기별 자료(1994년 이후)를 사

용하였을 때는 양(+)의 방향으로 나타났고, 연도별 자료를 사용했을 때는

1997년 이전에는 음(-)의 방향, 1997년 이후에는 양(+)의 방향으로 나타났

다. 이는 1980년대와 1990년대 초반까지는 장단기금리차가 경기변동에 순

응하여 환율변동성에 영향을 미치는 경향이 우월하였으나, 1990년대 후반

이후에는 단기금리 변동으로 인한 외화 유출입이 환율변동성에 미치는 영

향이 우세하도록 변하였음을 확인할 수 있다. GDP증가율은 환율변동성에

음(-)의 영향을 미치고 있었다. 이는 경제 성장기에는 환율이 안정적으로

유지되지만, 경제 위기 시에는 환율이 급격하게 오르내리는 현상을 잘 설

명하는 결과이다. 무역변수는 환율변동성에 음(-)의 영향을 미치고 있었

다. 물가변수의 환율변동성에 대한 영향은 어떤 물가지수를 사용했는가에

따라 다르게 나타났다. 근원 인플레이션율을 사용한 경우는 물가가 환율

변동성에 미치는 영향이 유의하지 않았고, 수입물가지수를 차분하여 사용

한 경우는 그 영향이 양(+)의 방향으로 나타났다. 주가지수 변수가 환율

변동성에 미치는 영향은 유의하지 않았다. 금융기관 단기외화차입이 환율

변동성에 미치는 영향은 기업의 단기외화차입의 결과와 유사하였다. 금융

기관 단기외화차입에 부담금을 부과하는 거시건전성 부담금 제도를 도입

함으로써, 단기외화차입이 환율변동성을 급격하게 증가시키는 경로를 적

절하게 차단할 필요가 있음을 확인하는 결과이다. 외국인 순매수 변수를

사용한 경우는 단기외화차입의 효과를 통제한 조건 하에서는 외국인 순매

수가 환율변동성에 미치는 영향이 유의하지 않았다. 이것은 주식시장에서

의 거래 흐름보다 단기외화차입이 환율변동성 결정요인으로 더 중요함을

확인하는 결과이다. 주식시장의 내재변동성이 환율변동성에 미치는 영향

은 양(+)의 방향으로 유의함을 확인할 수 있었으며, 한국의 장단기금리차

이와 미국의 장단기 금리차이 간의 차이변수가 환율변동성에 미치는 영향

은 양(+)의 방향으로 유의하였다.

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참고문헌

권성택․전광명, “외환시장의 미시적 정보를 이용한 원화환율 변동요인 분

석,” 한국은행, 조사통계월보, 2003. 8, pp.23～49.

김현욱․성태윤, “최근 외화유동성 상황 및 대외지급능력에 대한 판단과

정책적 시사점,” KDI정책포럼, 제163호, 2003. 3, pp.1～16박용민․권경호, “조선업체 환 헤지가 외환부문에 미치는 영향,” 조사통계

월보 2월호, 2010.성범용․김기석, “뉴스충격이 원/달러 환율의 변동성에 미치는 효과분석:

GARCH유형의 모형을 중심으로,” 국제경제연구, 제6권, 2000,pp.161～180

이정도․설병문, “자본시장개방 이후 금융시장간 관계 변화 분석 - OECD

가입시점을 기준으로”, 생산성논집, Vol.13, 1999.정재식, “주문흐름과 원/달러 환율의 동태관계 분석”, 응용경제, 제11권,

2009. 6, pp.195～214.

기획재정부․금융위원회․한국은행․금융감독원, “자본유출입 변동 완화

방안,” 2010a. 6. 14.

기획재정부․금융위원회․한국은행․금융감독원b, “거시 건전성 부담금

도입방안,” 2010b. 12. 19.

Ang, Andrew, Monika Piazzesi, and Min Wei, “What does the Yield

Curve tell us about GDP Growth?”, Journal of Econometrics,

Vol.131, 2006, pp.359～403.

Bacchetta, P. and E. van Wincoop, “Does exchange rate stability

increase trade and welfare?” American Economic Review, Vol.90,

2000, pp.1093～1109.

Cady, John and J. Gonzalez-Garcia, “Exchange rate volatility and

reserves transparency”, IMF Staff Papers, Vol. 54, 2007, pp.741～

754.

Devereux, Michael and Charles Engel, “Exchange rate pass-through,

exchange rate volatility, and exchange rate disconnect”, Journal

of Monetary Economics, Vol. 49, 2002, pp.913～940.

- 38 -

Devereux, Michael and Philip Lane, ‘‘Understanding bilateral exchange

rate volatility,’’ Journal of International Economics, Vol. 60, 2003,

pp.109～132.

Frommel, M., A. Mende and L. Menkhoff, “Order flows, news, and

exchange rate volatility”, Journal of International Money and

F inance, Vol. 27, 2008, pp.994～1012.

Galati, G. and C. Ho, “Macroeconomic News and the Euro/Dollar

Exchange Rate”, Economic Notes, Vol. 32, 2003, pp.371～398.

Korinek, A., “Foreign Currency Debt, Risk Premia and Macroeconomic

Volatility”, Working Papers, 2010.

Melvin, M. and X. Yin, “Public information arrⅣal, exchange rate

volatility, and quote frequency”, Economic Journal, Vol. 110,

2000, pp.644～661.

Mishkin, Frederic S., “The information of the longer maturity term

structure about future inflation”, Quarterly Journal of Economics

Vol.55, 1990, pp.815～828.

Siregar, R. Y. and V. Pontines, “External Debt and Exchange Rate

Overshooting: The Case of Selected East Asian Countries”, Working

Papers, 2005.