국내외 거시경제변수가 금리변동에 미치는 파급효과µ내외_거시경제변수가... · 주: 거시경제변수의 충격이 6개월 이후 금리에 미치는

국내외 거시경제변수가 금리변동에 미치는 파급효과

2001. 5

조 영 무

본 보고서는 금융재무연구센터 조영무 연구원이

집필한 것입니다.

본 보고서의 내용은 필자의 개인적인 견해이며

LG 경제연구원의 공식견해가 아님을 밝혀드립니다.

i

<요 약>

■ 본 연구에서는 한국의 경제현실과 거시경제이론에 근거하여 금리수준의 결

정과 그 변동에 영향을 미칠 것으로 예상되는 국내외변수들을 선정하고, 이

들이 금리에 영향을 미치게 되는 과정을 VAR모형의 충격반응함수를 이용하

여 분석해보았음.

■ 국내외 주요 금리변동요인들의 변화에 대한 금리반응행태를 분석하는 것은

그 의의가 크다고 할 수 있음.

○ 주요 금리변동요인들의 변화가 금리에 영향을 미치게 되는 구조와 그 방향 및 크기

에 대한 정보를 얻음으로써 해당 금리변동요인으로부터 충격이 발생하는 경우 그

결과에 대한 예측 및 평가가 가능하기 때문임.

■ 본 연구에서는 다음과 같은 금리변동요인들의 효과를 측정해보았음.

○ 국내경제 관련 변수: 통화량, 물가, 경기

○ 국제경제 관련 변수: 원/달러환율, 엔/달러환율, 미국금리

○ 주식시장 관련 변수: 주가, 미국주가

■ 올들어 잇달아 5차례나 인하됨으로써 그 효과에 관심이 모아지고 있는 미국

금리의 변화에 대하여 국내금리는 신속한 동조화현상을 보이는 것으로 나타

났음.

○ 미연방기금금리가 0.5%p 상승하는 경우 회사채수익률은 해당월에만 거의 0.5%p 상

승하여 미국금리 상승충격이 즉시 반영될 뿐만 아니라 이후 6개월 내에 1.2%p 수

준까지 올라 미국금리의 변동분 이상으로 반응하는 것으로 나타났음.

■ 엔/달러환율과 원/달러환율이 동반급등하며 전체 금융시장을 불안하게 만들

었던 외환시장의 충격에 대하여 금리는 환율과 동일한 방향으로 움직이는

것으로 나타났음.

○ 원/달러환율이 100원 상승하는 경우 회사채수익률은 2개월 동안 2.8%p까지 상승한

후 다시 소폭 하락하여 5개월 이후에는 2.3%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나

타났고, 엔/달러환율이 10엔 상승하는 경우 회사채수익률은 3개월 동안 0.9%p까지

ii

상승한 후 다시 소폭 하락하여 6개월 이후에는 0.75%p 상승한 수준을 유지하는 것

으로 나타났음.

■ 미국주가와의 동조화현상이 강하게 나타나고 있는 주식시장의 변화에 대하

여 금리는 주가상승시 하락하는 모습을 보임.

○ 종합주가지수가 100pt 상승하는 경우 회사채수익률은 3개월동안 1.3%p 하락하고 이

후 소폭 상승하여 1.1%p 떨어진 수준을 유지하는 것으로 나타나 금융시장에서 ‘트

리플강세’가 빈번하게 관측된다는 사실과 일치하는 결과를 제시함.

○ 미국다우지수가 1000pt 상승하는 경우, 회사채수익률은 해당월에는 0.15%p 하락했

다가 다음 달에는 다시 소폭 상승한 후 이후 0.06%p 하락한 수준을 유지하는 것으

로 나타나 미국주가변동은 국내주가변동에 비하여 금리에 상대적으로 작은 영향을

미친다는 결과를 제시함.

국내외 거시경제변수의 충격이 회사채수익률에 미치는 효과

금리의 등락폭 (단위:%p) 충격의 종류

1개월후 3개월후 6개월후 관련 이론

원/달러환율 100원 상승 2.46 2.61 2.31 기대인플레이션이론, 이자율평형이론

미연방기금금리 0.5%p 상승 0.49 1.05 1.22 기대인플레이션이론, 이자율평형이론

소비자물가지수 1% 상승 0.92 0.68 0.98 기대인플레이션이론, 피셔가설의 역설

경기동행지수순환변동치 1% 상승 -0.04 0.22 0.80 저축,투자이론, 대부자금설

엔/달러환율 10엔 상승 0.54 0.90 0.75 기대인플레이션이론, 이자율평형이론

총통화 1% 증가 0.33 -0.01 0.01 유동성선호설, 기대인플레이션이론

미국다우지수 1000pt 상승 -0.15 -0.04 -0.06 자산포트폴리오이론, wealth effect

종합주가지수 100pt 상승 -0.84 -1.30 -1.17 자산포트폴리오이론, wealth effect

주: 거시경제변수의 충격이 6 개월 이후 금리에 미치는 영향이 거의 없었음.

<목 차>

<요약>

I. 서론·1

II. 분석모형의 설정·2

Ⅲ. 거시경제변수의 충격이 금리에 미치는 영향·5

1. 모형1: 통화량 변동효과 분석모형·5

2. 모형2: 원/달러환율 변동효과 분석모형·12

3. 모형3: 엔/달러환율 변동효과 분석모형·15

4. 모형4: 미국금리 변동효과 분석모형·18

5. 모형5: 주가 변동효과 분석모형·20

6. 모형6: 미국주가 변동효과 분석모형·22

IV. 결론·24

<부록1> 분석관련사항·26

(1) 분석대상변수·26

(2) 변수의 안정성검정·27

(3) 모형의 시차결정·28

<부록2> 모형별 충격반응함수·30

<참고문헌>·36

<표⋅그림 목차>

<표 1> 선행연구 요약표⋅3

<표 2> 분석대상모형의 개요⋅4

<표 3> 변수의 단위근 검정을 위한 ADF검정통계량⋅28

<표 4> 시차선정을 위한 모형별 AIC 통계량⋅29

<그림 1> 금리에 대한 영향의 파급경로도⋅4

<그림 2> 총통화 1% 증가 충격에 대한 회사채수익률의 변화⋅6

<그림 3> 경기동행지수순환변동치 1% 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화⋅9

<그림 4> 소비자물가지수 1% 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화⋅11

<그림 5> 원/달러환율 100원 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화⋅14

<그림 6> 엔/달러환율 10엔 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화⋅17

<그림 7> 미연방기금금리 0.5%p 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화⋅19

<그림 8> 종합주가지수 100pt 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화⋅21

<그림 9> 미국다우지수 1000pt 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화⋅23

국내외 거시경제변수가 금리변동에 미치는 파급효과 1

Ⅰ. 서론

■ 올해 초에는 미국경기의 급랭을 막기 위한 미국 FRB의 전격적인 금리인하

와 완연한 국내 실물경기 하락세로 인하여 3년만기 국고채수익률이 5%대, 3

년만기 AA-등급 회사채수익률이 6.5%대까지 떨어지며 금리가 연일 사상 최

저치를 경신하였음.

■ 그러나 물가상승률이 여전히 높은 수준을 유지함으로써 통화당국의 콜금리

인하가능성이 낮아지고 경기회복시점에 대한 전망이 엇갈리자 채권시장의

불안감이 커지며 금리는 2월 초순을 고비로 상승세로 반전되었음.

■ 3월 하순 엔/달러환율 급등의 파급효과로 원/달러환율이 급등하자 인플레이

션에 대한 우려가 커지며 금리는 급등세를 나타내었음.

■ 그 결과, 상대적으로 안전한 투자대상이라고 여겨지던 채권형간접투자상품

들 중에서도 원본손실까지 발생하는 펀드들이 속출하자 투신사와 은행신탁

으로 유입되며 자금선순환에 대한 기대감을 부풀리던 시중자금이 다시 유출

되어 은행권의 단기저축성예금으로 재유입되는 등 시중자금의 단기부동화

현상이 심화되고 있음.

■ 이처럼 금리가 물가와 경기 등 국내경제변수뿐만 아니라 미국금리와 엔/달

러환율 등 해외경제변수의 움직임에도 민감하게 반응하는 모습을 보임에 따

라 국내외 주요 금리변동요인들의 변화시에 금리가 어떻게 변화하는가에 대

한 분석의 필요성이 매우 커졌음.

■ 따라서 본 연구에서는 금리수준의 결정과 그 변동에 영향을 미칠 것으로 예

상되는 국내외변수들을 선정하고 행태분석에 근거하여 이들이 금리에 영향

을 미치게 되는 과정을 모형화하였음. 이들의 변동시에 금리가 받는 영향을

VAR모형의 충격반응함수를 이용하여 분석하였음.

2

Ⅱ. 분석모형의 설정

■ 본 연구에서는 주요 금리변동요인의 변화에 대한 금리와 여타 변수들의 반

응을 살펴보기 위하여 VAR(vector autoregression)모형에 의한 분석방법중 충격

반응함수(impulse response function)분석을 실시하였음.1

○ 충격반응함수분석은 한 변수에 충격이 발생하였을 때 시간이 경과함에 따라 여타

변수에 어느 정도의 영향을 주게 되는가, 즉 정책변수의 변화에 따른 기간별 파급

효과를 분석하는데 이용됨.

■ 또한 충격반응함수분석의 결과를 이용하여 분석대상 모형의 적정성을 확인

하였음.2

○ 충격반응함수로 한 변수의 변화가 다른 변수에 주는 영향이 정의 효과인지 부의 효

과인지를 밝혀낼 수 있기 때문에 모형이 제시하는 효과가 이론적으로 예상되는 효

과와 부합되는가를 살펴봄으로써 설정한 모형의 적정성을 판별하는 데에도 이용됨.

■ 그 동안 거시경제변수와 금리와의 관계를 설명하고자 하는 다양한 시도가

있어 왔음.

○ 김응진(1993) 3과 김세진(1997) 4은 VAR모형을 이용하였고 안세일, 오수남(1998) 5과

김소영(2000)6은 SVAR(structural VAR)모형을 이용하여 거시경제변수와 금리 상호간

의 직간접적인 영향을 측정하였음.

○ 박원암, 강종만(1995)7과 김치호, 김희식(1997)8은 구조모형을 이용하여 경제구조를

방정식체계로 구조화함으로써 정책변수에 대한 연관효과를 측정하고자 하였음.

○ 서병한(2000)9은 단순회귀분석, 공적분과 오차수정모형을 이용하여 장기적인 관계

를 고려한 동태적인 분석을 시도하였음.

1 <부록1> 분석관련사항 참조 2 <부록2> 모형별 충격반응함수 참조 3 김응진, “금리변동의 행태와 요인분석”, 조사통계월보, 한국은행, 1993.4 4 김세진, “우리나라 회사채금리 변동요인분석”, 한국금융연구원, 1997 5 안세일, 오수남, “정통적 통화정책 수행을 위한 금리활용방안”, 경제분석, 한국은행, 1998. 2 6 김소영, “소규모 개방경제에서의 통화정책 충격의 영향: 한국경제의 경우”, 미 일리노이대, 2000 7 박원암, 강종만, “우리나라의 금리모형”, 홍익대학교, 한국증권경제연구원, 1995 8 김치호, 김희식, “한국의 금융모형”, 경제분석, 한국은행, 1998. Ⅲ 9 서병한, “금리안정정책과 통화·물가·금리의 변동”, 경제분석, 한국은행, 2000. Ⅳ


■ 김세진(1997)은 금리결정이론에 근거하여 통화량, 경기, 물가, 금리로 구성된

4변수 VAR모형을 구성하여 대표적 시장금리인 회사채수익률의 결정에 영향

을 미치는 거시경제변수들을 분석하였음.

<표 1> 선행연구 요약표

연구자 분석방법 분석결과

함정호, 최운규(1991) - 다변량분석 - 기대인플레이션율과 금융자산 위험도가 높을수록 금리 높음.

- 유동성효과와 소득효과의 존재를 확인.

김응진(1993) - VAR

- 금리 수준에 가장 큰 영향력을 미친 변수는 물가상승률임.

- 실질통화의 증가는 단기적으로는 금리하락을 가져오지만 중장기적으로는 금리를 상승시킴.

박원암, 강종만(1995) - 소규모구조모형

- VAR

- 금리는 총수요와 1년만기 정기예금금리의 증가함수이고, 실질통화량의 감소함수임.

- 통화량증가로 인한 유동성효과는 단기에 끝나고 소득효과 및 피셔효과가 나타남.

김세진(1997) - VAR

- 회사채수익률의 변동을 설명함에 있어서 자기시차변수와 소비자물가상승률이 높은 설명력을 보임.

김치호, 김희식(1997) - 구조모형

- 은행대출금리, 비은행대출금리, 보험대출금리, 회사채유통수익률, CP금리 등 여러가지 금리결정식을 도출함.

- 금리가 경제주체들의 포트폴리오 조정을 주도하는 가운데 금융자산의 수급과 금리결정이 이루어짐.

안세일, 오수남(1998) - SVAR

- 국제원유가, 산업생산지수, 소비자물가지수, 총통화, 콜금리, 원/달러환율의 6개 변수로 구성된 모형 이용.

- 물가상승, 통화량증가, 환율상승시 통화당국은 이에 대한 정책반응으로서 금리를 인상시켜 온 것으로 나타남.

김소영(2000) - SVAR

- 80년대초 이후 통화정책 충격을 식별하고 그 충격이 미치는 파급효과를 실증분석함.

- 긴축통화정책 충격에 반응하여 통화공급은 크게 하락하고 콜금리는 초기에 현저히 상승하는 것으로 나타남.

서병한(2000) - 단순회귀분석

- 공적분

- 오차수정

- 단기금리와 통화량증가율 사이에는 정의 상관관계, 장단기금리는 장기적으로 인플레이션과 1대1 관계를 가짐.

- 단기금리의 변동에는 환율변동, 장기금리의 단기변동에는 환율변동, 실업률변동만이 유의적인 효과를 미침.

■ 본 연구에서는 주요 금리변동요인이 금리에 미치는 영향을 분석하기 위하여

다음의 6가지 모형을 선정하였음.

4

<표 2> 분석대상모형의 개요

개요 파급경로

모형1 통화량 변동효과 분석모형 통화량à경기à물가à금리

모형2 원/달러환율 변동효과 분석모형 원/달러환율à물가à금리

모형3 엔/달러환율 변동효과 분석모형 엔/달러환율à원/달러환율à물가à금리

모형4 미국금리 변동효과 분석모형 미국금리à원/달러환율à물가à금리

모형5 주가 변동효과 분석모형 주가à경기à금리

모형6 미국주가 변동효과 분석모형 미국주가à외국인주식투자자금à주가à금리

■ 각 모형을 구성하는 변수의 선정과 순서의 결정은 거시경제이론상의 행태분

석에 근거한 아래 <그림1>의 금리에 대한 영향의 파급경로를 기초로 하여

결정하였음.

<그림 1> 금리에 대한 영향의 파급경로도

엔/달러환율

미국금리

원/달러환율

통화량

미국주가

물가

경기

외국인주식투자자금 주가

금리


Ⅲ. 거시경제변수의 충격이 금리에 미치는 영향

1. 모형 1: 통화량 변동효과 분석모형

(통화량à경기à물가à금리)

(1) 통화량증가가 금리에 미치는 영향

■ 본 절에서는 다음의 가설을 검증하고자 함.

■ 일반적으로 통화량10증가시에는 유동성효과, 소득효과, 피셔효과의 3가지 효

과가 일정한 시차를 두고 발생하게 됨.

○ 유동성효과(liquidity effect)에 의하면 화폐시장 내에서 통화의 초과공급이 발생하여

명목시장금리는 화폐시장에서의 통화공급과 수요의 균형회복을 위하여 하락하게 됨.

○ 소득효과(income effect)에 의하면 시장금리 하락으로 인하여 늘어난 소비와 투자지출

이 소득의 증가를 가져오게 되고 그 결과 통화수요가 늘어나 금리가 상승하게 됨.

○ 피셔효과(Fisher effect, inflation expectation effect)에 의하면 늘어난 총수요가 물가상승

을 초래하고 인플레이션기대심리를 높여 명목시장금리는 기대인플레이션율의 상승

에 비례하여 상승하게 됨.

■ 통화량 증가에 따른 금리의 상승 혹은 하락 여부는 위 세가지 효과 중에서

어느 것이 우세한가, 어느 효과가 먼저 나타나는가에 달려 있음.

10 통화량은 시중의 자금수요에 대처할 수 있는 능력을 나타내는 것으로서 금융시장의 유동성을 측정하는 지표임. 기본적으로 통화당국의 통화공급에 의하여 결정된다고 가정하며 그 절대수준뿐만 아니라 변동 규모도 금리변동에 영향을 미침.

“통화량증가시 금리는 단기적으로는 하락하고 장기적으로는 상승한다.”

위의 가설은 통화량증가시에 단기적으로는 유동성효과가 나타나지만 장기적으로는 소득효과와

피셔효과가 우세하게 된다는 주장을 반영한 것임.

6

○ 즉, 통화량이 늘어날 경우 그 파급효과가 어떠한 경로를 따라가는가에 따라 금리는

올라갈 수도 있고 내려갈 수도 있음.

■ 통화공급은 여러 가지 경로를 통해 시차를 두고 금리에 영향을 미치게 되는

데 각 경로에 대한 효과와 과정에 대해서는 학자들간에 의견의 일치가 이루

어지지 않고 있음.

■ 통화량지표로서 총통화(M2), 금리지표로서 회사채수익률을 이용한 VAR모형

의 분석결과는 다음 <그림 2>와 같음.11

<그림 2> 총통화 1% 증가 충격에 대한 회사채수익률의 변화

-0.2

-0.1

0

0.1

0.2

0.3

0.4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

금리(%p)

(개월)

주 : 1. 통화량→경기→물가→금리 순으로 VAR 모형을 구성하여 총통화 1% 증가 충격에 대한 회사채수익률의 반응을 누적한 결과임. 2. VAR 모형의 시차는 Akaike 정보기준에 따라 2 개월로 두었음. 3. 추정기간은 1992.1~2001.2 까지임

■ 총통화가 1% 증가하는 경우 회사채수익률은 해당월에는 0.3%p 상승한 후

점차 하락하여 4개월 후에는 0.1%p 하락하지만 이후로는 점차 상승하여 12

개월 후에는 다시 0.1%p 상승하는 것으로 나타났음.

○ 통화량 증가가 해당 월에 금리를 상승시키는 것으로 나타난 것은 시장참가자들이

미래의 물가상승을 예상하고 높아진 기대인플레이션율을 명목금리에 반영한 때문

으로 판단되고,

11 본 연구에서는 통화량지표로서 총통화(M2) 이외에 본원통화(M1)와 총유동성(M3)을 이용한 분석도 실시

하였음. 분석결과를 보면 본원통화 1% 증가시에 회사채수익률은 점차 상승하여 5개월 이후에는 0.04%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났고 총유동성 1% 증가시에 회사채수익률은 3개월 후에야 상승하

기 시작하여 8개월 이후에는 0.27%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났음.


○ 이후 단기간에 걸쳐 유동성효과로 금리가 하락하는 움직임을 나타낸 것으로 보이

지만, 시간이 경과하면서 실제로 경기상승과 물가상승이 구체화되자 소득효과와 피

셔효과가 유동성효과를 압도하며 금리는 다시 상승으로 반전된 것으로 판단됨.

■ 이러한 결과는 통화당국이 통화공급을 늘리더라도 금리를 낮출 수 있는 기

간은 얼마되지 않고 그 크기도 상대적으로 작은 반면 금리를 상승시키는 효

과가 먼저 나타나고 장기적으로도 금리가 상승한 수준을 유지한다는 점에서

통화증발을 통한 인위적인 금리인하는 매우 어려우며 결국 인플레이션기대

심리 감소를 통해서만 금리하락을 유도할 수 있다는 점을 시사하는 것임.

(2) 경기상승이 금리에 미치는 영향


■ 고전학파의 저축·투자이론에 의하면 실물부문의 경제활동수준인 경기는 금

리에 영향을 줌.

○ 고전학파의 저축·투자이론은 금리가 실물변수인 저축과 투자에 의하여 결정된다고

설명한다는 점에서 실물적이자론이라고도 불림.

○ 여기에서 저축은 이자율의 증가함수이고 투자는 이자율의 감소함수임.

○ 경기상승기에는 기업의 생산, 투자활동이 왕성해지므로 원자재구입이나 임금의 지

급 등 경상적인 지출이나 투자지출에 필요한 자금수요가 증가하여 금리가 상승하

게 됨.

○ 경기침체기에는 기업의 생산, 투자활동이 위축되므로 경상적인 지출이나 투자지출

에 필요한 자금수요가 감소하여 금리가 하락하게 됨.

“경기상승시 금리는 상승할 것이다.”

위의 가설은 경기상승시에 투자가 늘어나 실질금리가 오르게 된다는 고전학파의 저축·투자이론과

소득이 증가하고 화폐수요가 늘어나 명목금리가 상승하게 된다는 유동성선호설과 대부자금설의

주장을 반영한 것임.

8

■ 그러나 금리와 경기의 방향이 일치하지 않을 수도 있음. 즉, 금리는 경기가

저점을 지난 수개월 후에야 저점을 지나고 경기가 정점에 도달한 수개월 후

에야 정점에 이르는 경우도 있음.

○ 경기가 침체국면으로 접어들면서 기업이 판매부진 등으로 운영자금 조달에 어려움

을 겪거나 호황기에 실행된 투자사업으로 자금수요가 추가적으로 발생하는 경우

도리어 자금수요가 증가하여 금리가 상승하게 되는 것과 같이 금리가 경기수준과

일정한 시차를 두고 변동하는 경우가 있음.

○ 즉, 일반적으로 경기변화에 대한 기업의 자금수요 조정이 경기와 동시에 이루어지

는 것이 아니라 뒤늦게 이루어지기 때문임.

■ 한편, 장단기금리차와 경기의 관계도 시사하는 바가 큼.12 일반적으로 장단기

금리차가 확대되는 경우 앞으로 경기가 상승할 것으로 전망됨.

○ 장기금리의 상승은 보다 높은 자금조달비용을 치르더라도 미래의 투자를 통해 이

를 만회할 수 있다는 경영자들의 판단을 반영하는 것으로서 미래의 경기상승에 대

한 투자자들의 전망을 반영하는 것임.

■ 또한 신용스프레드가 줄어드는 것은 기업의 상황이 호전되어 기업에 대한

신용위험이 감소함을 의미하므로 역시 경기상승으로 이어질 수 있음.

■ 경기지표로서 경기동행지수순환변동치, 금리지표로서 회사채수익률을 이용

한 VAR모형의 분석결과는 다음 <그림 3>과 같음.13

■ 경기동행지수순환변동치가 1% 증가하는 경우 회사채수익률은 3개월이 경과

한 후에야 상승하기 시작하여 12개월이 지난 후에는 1%p 상승하는 것으로

나타남.

■ 따라서 경기상승 충격이 금리를 상승시키는 효과가 있음이 확인되었으나 화

폐수요가 증가하여 실제로 금리가 오르는 데에는 약 3개월의 시차가 있음을

알 수 있음.

12 이창선, “금리스프레드를 보면 경기가 보인다”, LG주간경제, 2000. 3.7 오정근, “금리스프레드와 통화정책”, 금융경제연구소, 1998

13 본 연구에서는 경기지표로서 경기동행지수순환변동치 이외에 산업생산지수를 이용한 분석도 실시하였음. 분석결과를 보면 산업생산지수 1% 상승시에 회사채수익률은 해당월에 0.3%p 상승한 후 소폭 하락하여 5개월 이후에는 0.27%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났음.


<그림 3> 경기동행지수순환변동치 1% 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화

주 : 1. 통화량→경기→물가→금리 순으로 VAR 모형을 구성하여 경기동행지수 순환변동치 1% 상승 충격에 대한 회사채수익률의 반응을 누적한 결과임.

2. VAR 모형의 시차는 Akaike 정보기준에 따라 1 개월로 두었음. 3. 추정기간은 1992.1~2001.2 까지임

■ 결국, 위의 결과는 고전학파의 저축·투자이론과 유동성선호설, 대부자금설에

부합하는 것이며 금리는 경기수준의 변화에 대하여 일정시차를 두고 뒤따라

반응하는 경기후행지표라는 일반적인 인식이 사실임을 확인시켜 주는 결과

라고 할 수 있음.

(3) 물가상승이 금리에 미치는 영향


■ 기대인플레이션 이론14은 Fisher(1930)가 제시한 이론으로서 명목금리는 실질

금리15와 기대인플레이션율의 합으로 이루어진다는 이론임.

○ 물가상승은 기대인플레이션율을 상승시키고 피셔가설에 따라 명목금리를 상승시키

14 Fisher, I., “The Theory of Interest”, Macmillan, New York, 1930 15 실질금리란 소비를 이연함으로써 유동성을 희생한 데에 따르는 기회비용으로서 대부자와 차입자 간의 계약기간 중 물가변동이 전혀 없을 것으로 예상되는 경우의 금리를 의미함.

-0.4

-0.2

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1.2

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

금리(%p)

(개월)

“물가상승시 금리는 상승할 것이다.” 위의 가설은 물가상승시에 기대인플레이션율이 높아져 명목금리가 상승하게 된다는

기대인플레이션이론과 피셔가설의 주장을 반영한 것임.

10

게 됨.

○ 기대인플레이션율이 상승하는 경우 일정수준의 명목금리하에서 자금공급자가 기대

하는 실질금리는 그만큼 하락하므로 자금공급량은 감소하는 반면 자금수요자는 실

질차입비용이 감소하므로 자금수요량이 증가하게 됨.

○ 따라서 명목금리는 자금시장 내에 형성된 초과수요가 해소될 때까지 상승압력을

받게 됨.

■ 피셔가설(Fisher hypothesis)은 명목금리와 기대인플레이션율이 1대 1의 대응관

계에 있다는 것임.

○ Fisher(1930)에 의하면 원래 (1+명목금리) = (1+실질금리)(1+기대인플레이션율) 의 관

계이지만 정리한 결과에서 실질금리*기대인플레이션율의 값은 무시할 정도로 작으

므로 명목금리 = 실질금리 + 기대인플레이션율 의 관계가 성립함.

○ 기대인플레이션율이 1% 상승하면 명목금리도 1% 상승하고 그 결과 기대인플레이

션율의 변화는 실질금리에 아무런 영향을 주지 못한다는 가설로서 피셔중립성가설

(Fisher neutrality hypothesis)이라고도 불림.

■ 원래의 피셔가설은 기대인플레이션율의 상승분만큼 명목금리도 상승한다는

것이지만 여러 학자들의 연구 결과, 명목금리는 기대인플레이션율의 상승분

만큼 상승하지 않는 것이 밝혀짐.

○ Fama(1975)16는 명목금리 변동은 전적으로 기대인플레이션율의 변동에 기인하고 실

질금리는 일정하다는 피셔가설을 입증하는 분석결과를 제시하였음.

○ 그러나 이후의 많은 실증검정에서는 대부분의 경우 인플레이션율의 상승이 1대 1

의 명목금리 상승을 가져오지 않으며 장기적으로 실질금리의 하락을 가져올 가능

성도 있다는 사실이 밝혀졌음.

○ 이와 같은 피셔가설과 실증연구와의 불일치를 ‘피셔가설의 역설(Fisher’s paradox 또

는 Paradox of Fisher hypothesis)’이라고 함.17

■ 물가지표로서 소비자물가지수, 금리지표로서 회사채수익률을 이용한 VAR모

형의 분석결과는 다음 <그림 4>와 같음.18

16 Fama, E., “Short-term Interest rates as Predictors of Inflation”, American Economic Review, Vol.65, 1975 17 Carmichael, Jeffrey & Stebbing, Peter W., “Fisher's Paradox and the Theory of Interest”, The American Economic

Review, Nashville, Vol. 73, Iss. 4, Sep 1983 18 본 연구에서는 물가지표로서 소비자물가지수 이외에 생산자물가지수를 이용한 분석도 실시하였음. 분석

결과를 보면 생산자물가지수 1% 상승시에 회사채수익률은 해당월에 0.25%p 상승한 후 점차 하락하여 7


<그림 4> 소비자물가지수 1% 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화

주 : 1. 통화량→경기→물가→금리 순으로 VAR 모형을 구성하여 소비자물가지수 1% 상승 충격에 대한 회사채수익률의 반응을 누적한 결과임. 2. VAR 모형의 시차는 Akaike 정보기준에 따라 1 개월로 두었음. 3. 추정기간은 1992.1~2001.2 까지임

■ 소비자물가지수가 1% 증가하는 경우 회사채수익률은 2개월 내에 1%p 상승

한 후 점차 하락하여 12개월이 지난 시점에는 0.6%p 상승한 수준을 유지하

는 것으로 나타남.

○ 이처럼 물가상승은 통화량증가에 비하여 금리에 미치는 영향의 크기가 크고 경기

상승에 비하여 그 효과가 금리상승에 즉각적으로 반영되는 것을 알 수 있음.

■ 이러한 결과는 물가상승으로 인해 인플레이션기대심리가 높아지면 이에 따

라서 명목금리도 오르게 된다는 기대인플레이션이론을 지지하는 것임.

■ 또한, 소비자물가지수상승률을 기대인플레이션율의 측정치로 간주하는 경우,

○ 명목금리가 단기적으로는 기대인플레이션율의 증가분만큼 상승하지만 장기적으로

는 기대인플레이션율의 증가분만큼 상승하지 않는다는 결과를 얻었으므로,

○ 본 연구결과는 기대인플레이션율의 상승이 1대 1의 명목금리 상승을 가져오지 않

으며 장기적으로 실질금리의 하락을 가져올 가능성도 있다는 ‘피셔가설의 역설’을

지지하는 것으로 볼 수 있음.

개월 이후에는 0.06%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났음.

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1.2

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

금리(%p)

(개월)

12

2. 모형 2: 원/달러환율 변동효과 분석모형

(원/달러환율à물가à금리)

■ 본 모형에서는 다음의 가설을 검증하고자 함.

■ 환율변화는 국내물가에 영향을 미침으로써 기대인플레이션율의 변동을 통해

금리에 영향을 미침.

○ 즉, 환율의 변동은 기대인플레이션율을 변화시키는 일상적인 반응에 의하여 금리와

상관관계를 지님.

■ 환율변화는 다음과 같은 과정을 통해 국내물가에 영향을 미치게 됨.

○ 환율변동은 수입소비재의 가격을 변화시켜 국내소비자물가에 직접적으로 영향을

미치고 수입자본재나 원자재 등 수입중간재의 가격을 변화시킴으로써 이를 사용하

여 생산되는 국내상품의 생산비 변동을 초래하여 생산자물가와 소비자물가에 간접

적으로 영향을 주게 됨.

○ 국산품과 해외상품 사이의 상대가격이 변화함에 따라 국내와 해외시장에서 이들

상품간 대체효과가 유발되고 그 결과 나타나는 상품수요의 변화를 통해서 국내물

가는 영향을 받게 됨.

○ 환율이 상승하는 경우 수출상품의 외화표시 가격이 하락하게 되므로 순수출이 증

가하게 되고 이에 따라 나타나는 총수요의 증가는 노동이나 자본 등 생산요소에

대한 수요압력으로 작용하여 국내물가, 금리상승을 초래하게 되는 것임.

○ 환율변동에 따른 국내물가수준의 변화는 임금의 구매력 유지를 위한 명목임금수준

의 변화로 이어져 환율변화의 국내물가 파급효과는 더욱 확대되게 됨.

“원/달러환율상승시 금리는 상승할 것이다.”

위의 가설은 원/달러환율상승시에 물가가 상승하고 인플레이션기대심리가 높아져 금리가

오르게 된다는 주장과 원/달러환율의 상승예상시에 국내금리가 상승한다는 이자율평형이론의



■ 이러한 환율변화의 국내물가에 대한 영향은 이와 관련된 통화정책 등 국내

거시경제정책에 따라 달라질 수 있음.

○ 환율상승은 국내물가상승뿐만 아니라 순수출 증가 등 총수요를 증가시켜 통화수요

를 늘어나게 함.

○ 이 경우 정책당국이 통화정책의 중간목표변수로서 통화량을 관리하는 정책을 실시

하고 있다면 이자율이 상승하게 되고 이는 총수요 감소압력으로 작용하여 환율상

승으로 인한 국내물가상승압력은 상쇄됨.

○ 반면에 정책당국이 이자율을 중간목표변수로서 관리하는 정책을 실시하고 있다면

이자율을 일정수준에서 유지하기 위하여 통화발행량을 늘리게 되고 이는 국내물가

상승 압력을 가속화시키게 됨.

■ 이자율평형이론에 의하면 원/달러환율의 상승기대심리가 높아지면 국내금리

는 상승하게 됨.

○ 이자율평형이론은 국가간 자본이동에 규제가 없는 개방경제, 특히 소규모개방경제

하에서 국내이자율이 외국이자율과 환율에 영향을 받는다는 이론임.

■ 이자율평형이 성립하는 것은 국내와 해외이자율 수준에 차이가 있거나 환율

의 변동이 예상될 때 재정거래가 발생하기 때문임.

○ 국제자본은 동일 위험을 가정할 때 수익률이 낮은 곳에서 높은 곳으로 이동하게 됨.

○ 이 과정에서 국내금융자산에 대한 수익률과 국제금융자산에 대한 수익률은 금리차

익거래의 결과 차이가 없게 되며 다음과 같은 관계가 성립함.

○ i = i* + Et ( St+1 – St ) / St

i : 국내금리

i* : 국제금리

St : 현물환율

Et ( St+1 – St ) / St : 기대환율절하율

○ 위 식은 균형상태에서는 국내외이자율의 차이가 기대환율절하율과 일치함을 의미함.

■ 균형에서 이탈할 경우에는 다시 금리차익거래에 의해 균형을 회복하며 이

과정에서 금리와 환율은 상호작용을 미침.

○ 기대환율절하율이 국내외이자율 차이보다 크다면 외국에 투자하는 것이 유리하게

되어 국내자금의 해외유출이 발생하게 됨.

14

○ 기대환율절하율이 국내외이자율 차이보다 작다면 국내에 투자하는 것이 유리하게

되어 해외자금의 국내유입이 발생하게 됨.

■ 원/달러환율의 변화에 대하여 반응하는 금리지표로서 회사채수익률을 이용

한 VAR모형의 분석결과는 다음 <그림 5>와 같음.19

<그림 5> 원/달러환율 100원 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화

0

0.5

1

1.5

2

2.5

3

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

금리(%p)

(개월)

주 : 1. 원/달러환율à물가à금리 순으로 VAR 모형을 구성하여 원/달러환율 100 원 상승 충격에 대한 회사채수익률의 반응을 누적한 결과임.

2: VAR 모형의 시차는 Akaike 정보기준에 따라 1 개월로 두었음. 3: 추정기간은 1992.1~2001.2 까지임.

■ 원/달러환율이 100원 상승하는 경우 회사채수익률은 2개월 동안 2.8%p까지

상승한 후 다시 소폭 하락하여 5개월 이후에는 2.3%p 상승한 수준을 유지하

는 것으로 나타났음.20

○ 원/달러환율의 상승이 수입소비재 또는 수입중간재의 가격상승으로 이어져 물가상

승을 초래하거나 수출품의 상대가격 인하로 인해 수출이 증가한 결과 총수요가 늘

19 본 연구에서는 금리지표로서 회사채수익률 이외에 콜금리 익일물과 5년만기 국민주택채수익률을 이용한 분석도 실시하였음. 분석결과를 보면 원/달러환율 100원 상승시에 콜금리는 해당월에 0.17%p 상승한 후 점차 상승하여 5개월 이후에는 0.4%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났고 국민주택채수익률은 해당

월에 0.9%p 상승한 후 점차 상승하여 5개월 이후에는 1.27%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났음. 20 본 연구에서는 원/달러환율의 변동이 금리에 미치는 영향이 시간의 경과에 따라서 변화하였는가를 확인

하기 위하여 분석대상기간을 1997년 12월을 기준으로 IMF이전기간과 IMF이후기간으로 나누어 동일한 분석을 실시하였음. 그 결과, 원/달러환율이 100원 상승하는 경우 회사채수익률은 IMF이전기간에는 해당

월에 1.5%p상승한 후 점차 상승하여 12개월 후에는 3.8%p까지 상승하는 것으로 나타났지만, IMF이후기

간에는 2개월동안 2.9%p까지 상승한 후 다시 소폭 하락하여 5개월 이후에는 2.4%p 상승한 수준을 유지

하는 것으로 나타났음. 따라서 동일한 크기의 원/달러환율변화에 대하여 금리의 반응속도는 빨라진 반면 반응크기는 작아진 것을 알 수 있음.


어나 물가상승이 발생하는 데에는 일정시차가 존재함에도 불구하고 원/달러환율의

상승에 대하여 즉각적으로 금리가 반응한 것으로 나타났음.

○ 이는 원/달러환율의 변화시에 우선 미래의 물가상승을 예상하는 경제주체들의 기

대로 말미암아 기대인플레이션율이 상승하고 이것이 명목금리 상승으로 이어지는

기대인플레이션이론이 현실화됨을 의미하는 것임.

■ 실제로 외환시장에서 원/달러환율이 변동하는 경우 환율변동으로 인한 효과

가 실현되기 이전에 이미 주가와 금리 등 금융지표들은 환율변동으로 인한

기대효과를 반영하여 즉각적으로 움직이는 경향을 확인할 수 있음.

○ 지난 3월말과 4월초에 원/달러환율이 불안한 움직임을 보이자 회사채수익률 역시

8%대를 넘어서는 급등세를 나타내며 환율의 움직임에 민감하게 반응한 것은 이러

한 내용을 반영하는 것임.

○ 그러나 금융통화정책의 중심이 통화량관리에서 이자율관리로 옮겨가면서 상황 변

화에 따라서 통화량의 변동은 허용하더라도 금리 수준은 일정하게 유지하려는 정

책당국의 노력으로 IMF 이후에는 환율변화에 따른 금리 변동의 폭이 상대적으로

줄어든 것으로 보임.

3. 모형 3: 엔/달러환율 변동효과 분석모형

(엔/달러환율à원/달러환율à물가à금리)


■ 최근 급격한 엔화약세로 인해 원/달러환율이 급등하고 금리가 급등하여 금

융시장이 불안한 모습을 보였던 경험으로 알 수 있듯이 엔/달러환율의 움직

임이 국내경제에 미치는 파장이 적지 않다는 점에서 엔/달러환율로부터 발

생한 충격의 효과를 측정하는 것은 매우 의미있는 분석일 것임.

“엔/달러환율상승시 금리는 상승할 것이다.”

위의 가설은 엔/달러환율상승시에 원/달러환율도 오르고 이로 인한 물가상승으로 인플레이션

기대심리가 높아져 금리가 오르게 된다는 주장을 반영한 것임.

16

■ 엔/달러환율은 원/달러환율의 변동과 국내물가의 변동을 통하여 금리에 영향

을 미치게 됨.

■ 일반적으로 엔/달러환율의 상승은 원/달러환율의 상승을 초래하는 것으로 받

아들여지고 있는데 그 이유는 다음과 같음.

○ 세계무역시장에서 한국과 일본이 경쟁관계에 있는 재화가 늘어나게 되면서 엔/달

러환율의 상승은 일본 재화의 수출단가가 하락함을 의미하므로 상대적으로 한국

재화의 가격경쟁력이 약화되는 효과가 있고 이로 인한 무역수지의 악화를 방지하

기 위해서는 원/달러환율의 동반 상승이 불가피함.

○ 엔화의 약세가 일본경제에 대한 비관적인 시각에서 비롯된 것일 경우 일본이 아시

아경제에서 차지하는 비중을 감안하여 원화를 비롯한 아시아통화들의 동반약세를

초래할 가능성이 높음.

○ 여기에 원/달러환율 상승을 예상하여 발생하는 달러화에 대한 가수요의 효과가 더

해지는 경우 원/달러환율의 실제 상승폭은 확대될 수 있음.

■ 한편, 엔/달러환율의 상승은 원/달러환율의 동반상승으로 인한 효과를 배제

하는 경우 국내물가의 하락요인으로도 작용할 수 있음.

○ 엔/달러환율의 상승은 일본 수출품의 수출단가 하락을 의미하고 이는 일본으로부

터의 수입품의 국내 원화표시 가격이 하락함을 의미하기 때문임.

○ 한국의 전체 수입 중 일본으로부터의 수입 비중이 매우 높다는 점에서 이로 인한

물가의 하락을 기대할 수 있음.

■ 따라서 엔/달러환율의 변동시에 국내금리가 보이는 반응은 위의 두 가지 효

과가 발생하는 시기와 그 크기에 따라 달라지게 됨.

■ 엔/달러환율의 변화에 대하여 반응하는 금리지표로서 회사채수익률을 이용

한 VAR모형의 분석결과는 다음 <그림 6>과 같음.21

21 본 연구에서는 금리지표로서 회사채수익률 이외에 콜금리 익일물과 5년만기 국민주택채수익률을 이용

한 분석도 실시하였음. 분석결과를 보면 엔/달러환율 10엔 상승시에 콜금리는 해당월에 0.8%p 상승한 후 점차 상승하여 7개월 이후에는 1.67%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났고 국민주택채수익률

은 해당월에 0.22%p 상승한 후 점차 상승하여 5개월 이후에는 0.58%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났음.


<그림 6> 엔/달러환율 10엔 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

금리(%p)

(개월)

주 : 1. 엔/달러환율à원/달러환율à물가à금리 순으로 VAR 모형을 구성하여 엔/달러환율 10 엔 상승 충격에 대한 회사채수익률의 반응을 누적한 결과임.

2: VAR 모형의 시차는 Akaike 정보기준에 따라 1 개월로 두었음. 3: 추정기간은 1992.1~2001.2 까지임.

■ 엔/달러환율이 10엔 상승하는 경우 회사채수익률은 3개월 동안 0.9%p까지

상승한 후 다시 소폭 하락하여 6개월 이후에는 0.75%p 상승한 수준을 유지

하는 것으로 나타났음.22

○ 결국, 엔/달러환율의 상승은 즉각적인 원/달러환율의 상승을 초래하고 인플레이션

기대심리를 증가시켜 금리상승을 초래하고,

○ 원/달러환율의 상승으로 물가상승압력이 증가하지만 동시에 일본으로부터의 수입

품가격이 하락함으로써 물가상승압력이 줄어드는 효과도 발생하여 금리가 소폭하

락했을 가능성이 있음을 나타냄.

■ 결국, 최근의 엔/달러환율과 원/달러환율의 동반상승으로 야기된 금융시장의

불안과 이에 따른 금리급등은 기대인플레이션이론과 이자율평형이론에 부합

하는 결과라 할 수 있음.

22 본 연구에서는 엔/달러환율의 변동이 금리에 미치는 영향이 시간의 경과에 따라서 변화하였는가를 확인

하기 위하여 분석대상기간을 1997년 12월을 기준으로 IMF이전기간과 IMF이후기간으로 나누어 동일한 분석을 실시하였음. 그 결과, 엔/달러환율이 10원 상승하는 경우 회사채수익률은 IMF이전기간에는 해당

월에 0.2%p상승한 후 12개월 이후에는 0.6%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났지만, IMF이후기간

에는 3개월동안 1.9%p상승한 후 5개월 이후에는 1.6%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났음. 따라서 IMF기간을 전후로 하여 엔/달러환율의 상승시에 금리가 상승하는 현상은 동일하게 나타났지만 그 크기

는 IMF이후에 더욱 커졌음을 알 수 있음.

18

4. 모형 4: 미국금리 변동효과 분석모형

(미국금리à원/달러환율à물가à금리)


■ 올해 들어 미국경기의 경착륙을 막기 위한 미FRB의 금리인하 조치가 이어

지며 이로 인해 미국주식시장은 물론 국내주식시장 역시 민감한 움직임을

보이고 있으며 나아가서 환율과 금리를 비롯한 전체 금융시장에도 커다란

영향을 미치고 있다는 점에서 미국정책금리의 변화 충격의 효과를 분석하는

것은 시사하는 바가 클 것임.

■ 일반적으로 미국금리의 상승은 원/달러환율의 상승과 국내금리의 상승을 동

시에 초래하는 것으로 받아들여지고 있는데 그 이유는 다음과 같음.23

○ 미국금리의 상승은 미국금융자산에 투자하는 경우의 기대이익이 보다 커짐을 의미

하므로 국내금융자산에 투자하는 경우의 기대이익이 불변인 경우 투자자금의 유출

을 초래하게 되고 이는 원화에 대한 공급증가와 달러화에 대한 수요증가로 이어져

원/달러환율을 상승시킬 것으로 기대됨.

○ 이자율평형이론에 의하면 국내외이자율의 차이는 기대환율절하율과 일치하게 됨.

○ 즉 국내금융자산에 대한 수익률과 국제금융자산에 대한 수익률을 동일하게 유지하

는 균형상태에서 국내금리와 환율은 결정되고 이러한 균형에서 이탈할 경우에는

금리차익거래에 의해 다시 균형을 회복하며 이 과정에서 금리와 환율은 상호작용

23 본 연구에서 분석대상으로 선정한 미국금리가 FRB의 정책금리인 FFR(Federal Fund Rate)로서 단기금리

인 반면, 국내금리는 회사채수익률로서 장기금리라는 점에서 직접적인 연관성의 확인이 어려울 수 있으나 미국 정책금리의 변동시에는 국내 정책금리인 콜금리도 동일한 방향의 변화압력을 받으며 국내 정책금리의 변동은 여타 장단기금리 수준의 결정에 있어 출발점이 된다는 점에서 상호연관되어 있다

고 할 것임.

“미국금리상승시 금리는 상승할 것이다.”

위의 가설은 미국금리상승시에 원/달러환율도 오르고 이로 인한 물가상승으로 인플레이션

기대심리가 높아져 금리가 오르게 된다는 주장을 반영한 것임.


을 미침.

○ 따라서 미국금리가 상승하여 국내외이자율 차이가 줄어들게 되면 이러한 불균형은

원/달러환율의 상승과 국내금리의 상승이라는 두 가지 변동을 통하여 해소됨.

■ 미국금리지표로서 미연방기금금리(FFR:federal fund rate), 국내금리지표로서 회

사채수익률을 이용한 VAR모형의 분석결과는 다음 <그림 7>과 같음.24

<그림 7> 미연방기금금리 0.5%p 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화

주 : 1. 미국금리à원/달러환율à물가à금리 순으로 VAR 모형을 구성하여 미연방기금금리 0.5%p 상승 충격에 대한 회사채수익률의 반응을 누적한 결과임.

2: VAR 모형의 시차는 Akaike 정보기준에 따라 1 개월로 두었음. 3: 추정기간은 1992.1~2001.2 까지임

■ 미연방기금금리가 0.5%p 상승하는 경우 회사채수익률은 해당월에만 거의

0.5%p 상승하여 미연방기금금리 상승분을 즉시 반영할 뿐만 아니라 이후 6

개월 내에 1.2%p 수준까지 올라 미연방기금금리의 변동분 이상으로 반응하

는 것으로 나타났음.25

24 본 연구에서는 미국금리지표로서 미연방기금금리 이외에 T-bill 3year 수익률을 이용한 분석도 실시하였음. 분석결과를 보면 T-bill 3year 수익률 0.5%p 상승시에 회사채수익률은 해당월에 0.11%p 상승한 후 점차 상승하여 6개월 이후에는 0.64%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났음.

25 본 연구에서는 미국금리의 변동이 국내금리에 미치는 영향이 시간의 경과에 따라서 변화하였는가를 확인하기 위하여 분석대상기간을 1997년 12월을 기준으로 IMF이전기간과 IMF이후기간으로 나누어 동일한 분석을 실시하였음. 그 결과, 미연방기금금리가 0.5%p 상승하는 경우 회사채수익률은 IMF이전기간에는 해당월에 0.35%p상승한 후 6개월 이후에는 1.2%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났지만, IMF이후

기간에는 해당월에 1%p상승한 후 5개월 이후에는 1.4%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타났음. 따라

서 미국금리 상승충격이 회사채금리에 미치는 영향의 크기는 IMF이후에 커졌음을 알 수 있음.

0

0.2

0.4

0.6

0.8

1

1.2

1.4

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

금리(%p)

(개월)

20

○ 결국, 미국금리 상승시에는 미국금융자산에 투자하는 경우의 수익률이 보다 높아져

투자자금의 국외유출이 발생하고 그 결과 원/달러환율이 상승하여 기대인플레이션

심리가 높아짐으로써 금리가 상승하는 피셔효과와 함께,

○ 국내금리가 불변인 경우에는 금리차익거래로 인한 불균형이 발생하게 되므로 이를

해소하기 위해 국내금리가 상승하는 이자율평형이론이 함께 작용하여 금리상승이

매우 신속하고 크게 이루어짐을 알 수 있음.

5. 모형 5: 주가 변동효과 분석모형

(주가à경기à금리)


■ 주식과 채권은 경합 관계에 있는 자산군으로 간주되므로 주가가 오르면 자

금은 채권에서 주식으로 몰리게 되어 금리는 상승할 것임.

■ 주가상승은 투자자들의 부를 증대시키는 부의 효과(wealth effect)를 발생시킴.

○ 부의 효과를 통하여 투자자들의 투자여력이 확대되면 채권을 포함한 여타 자산에

대한 수요가 늘어나게 되고 금리는 하락하게 됨.

○ 또 다른 효과로서 화폐수요가 증가하고 경기호황이 기대되어 인플레이션 기대심리

가 높아지면 금리는 상승하게 됨.

■ 주가는 기업으로부터 기대되는 미래 현금흐름을 금리로 할인하여 구해지는

기업의 내재가치와 관련이 깊으므로 주가상승은 금리하락과 관련이 있을 것

으로 예상됨.

“주가상승시 금리는 상승할 수도 있고 하락할 수도 있다.”

주가상승시에 금리가 상승할 수 있다는 가설은 투자자금이 채권시장에서 주식시장으로 이동하고

경기상승 예상으로 기대인플레이션율이 높아져 금리가 오르게 된다는 주장을 반영한 것임.

반면에 주가상승시에 금리가 하락할 수 있다는 가설은 주가와 금리 사이에 역의 관계가 있다는



■ 주가지표로서 종합주가지수, 지표금리로서 회사채수익률을 이용한 VAR모형

의 분석결과는 다음 <그림 8>과 같음.26

<그림 8> 종합주가지수 100pt 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화

-1.4

-1.2

-1

-0.8

-0.6

-0.4

-0.2

0

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

금리(%p)

(개월)

주 : 1. 주가à경기à금리 순으로 VAR 모형을 구성하여 종합주가지수 100pt 상승 충격에 대한 회사채수익률의 반응을 누적한 결과임.

2. VAR 모형의 시차는 Akaike 정보기준에 따라 1 개월로 두었음. 3. 추정기간은 1992.1~2001.2 까지임

■ 종합주가지수가 100pt 상승하는 경우 회사채수익률은 3개월동안 1.3%p 하락

하고 이후 소폭 상승하여 1.1%p 떨어진 수준을 유지하는 것으로 나타났음.

○ 이는 주가상승시에 자금이 채권시장에서 주식시장으로 이동함으로써 채권수요가

줄어들어 금리가 상승한다거나, 투자자들의 부가 증가하여 화폐수요 또는 총수요가

늘어나 금리가 상승한다는 주장과 반대되는 것이며 투자자들이 확대된 매수여력으

로 채권에 대한 매수를 늘림으로써 금리가 하락한다는 주장과 일치하는 것임.

○ 또한 주가상승이 금리하락과 관계가 있을 것이라는 주식평가모형의 가설을 지지하

는 결과로 해석됨.

■ 이는 금융시장에서 주가상승, 환율하락, 금리하락 등 금융시장의 3대 지표들

이 동시에 강세를 나타내는 현상인 소위 ‘트리플강세’가 빈번하게 관측되는

현상과 일맥상통하는 것임.

26 본 연구에서는 금리지표로서 회사채수익률 이외에 콜금리 익일물과 5년만기 국민주택채수익률을 이용한 분석도 실시하였음. 분석결과를 보면 종합주가지수 100pt 상승시에 콜금리는 3개월동안 0.61%p 하락한 후 점차 상승하여 7개월 이후에는 0.4%p 하락한 수준을 유지하는 것으로 나타났고 국민주택채수익률은 3개월동안 0.58%p 하락한 후 점차 상승하여 8개월 이후에는 0.53%p 하락한 수준을 유지하는 것으로 나타났음.

22

모형 6: 미국주가 변동효과 분석모형

(미국주가à외국인주식투자자금à주가à금리)


■ 동조화현상이 나타나 국내주식시장에 커다란 영향을 미치는 미국주가에서

발생한 충격이 금리에 미치는 영향을 살펴봄으로써 국내금융시장에 미치는

파급효과를 측정해 보는 것은 중요한 의의를 지님.

■ 미국주가의 상승은 미국투자자들의 투자 여력을 증가시켜 한국을 비롯한 여

타 투자대상국들에 대한 투자를 늘리고 주가의 동조화현상을 통하여 국내주

가의 변화를 초래한다는 점에서 금리에 영향을 미칠 수 있음.

○ 2000년 말 외국인소유 주식보유액의 국가별 현황을 살펴보면 미국이 233.4억 달러로

전체의 50%를 차지하고 있으며, 주식투자자금 순유입액의 국가별 현황에서도 미국

으로부터의 자금 순유입액이 85.5억달러에 달하여 전체의 74%를 차지하고 있음.

○ 이러한 사실은 1998년 5월 이후 외국인 주식투자 한도가 폐지된 이후 우리 나라

주가와 미국 주가간의 동조화 현상이 확대된 것을 통해서도 파악이 가능함.

■ 따라서 미국주가의 상승으로 해외펀드의 투자규모가 늘어나게 되면 이에 비

례하여 외국인주식투자자금유입액이 늘어나게 되고 현재와 같이 주식시장에

서 외국인투자자금의 비중이 높은 상황에서는 국내주가도 동반상승하게 됨.

■ 한편 미국주가상승으로 늘어난 미국투자자들의 투자여력은 국내기업들의 해

“미국주가상승시 금리는 상승할 수도 있고 하락할 수도 있다.”

미국주가상승시에 금리가 상승할 수 있다는 가설은 외국인주식투자자금 유입액이 증가하고

국내주가가 상승하여 금리가 오르게 된다는 주장을 반영한 것임.

반면에 미국주가상승시에 금리가 하락할 수 있다는 가설은 미국주가와 동반상승하는 국내주가가

금리와 역의 관계에 있다는 주장을 반영한 것임.


외자금조달을 보다 원활하게 함으로써 자금조달 여건을 개선시켜 금리를 낮

추는 효과도 지니게 됨.

■ 미국주가지표로서 미국다우지수, 금리지표로서 회사채수익률을 이용한 VAR

모형의 분석결과는 다음 <그림 9>와 같음.27

<그림 9> 미국다우지수 1000pt 상승 충격에 대한 회사채수익률의 변화

-0.2

-0.1

0

0.1

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

금리(%p)

(개월)

주 : 1. 미국주가à외국인주식투자자금à주가à금리 순으로 VAR 모형을 구성하여 미국다우지수 1000pt 상승 충격에 대한 회사채수익률의 반응을 누적한 결과임.

2: VAR 모형의 시차는 Akaike 정보기준에 따라 1 개월로 두었음. 3: 추정기간은 1992.1~2001.2 까지임

■ 미국다우지수가 1000pt 상승하는 경우 회사채수익률은 해당월에는 0.15%p

하락했다가 다음 달에는 다시 소폭 상승한 후 이후 0.06%p 하락한 수준을

유지하는 것으로 나타났음.

○ 따라서 미국주가의 상승시에는 미국투자자들의 부가 늘어나고 전체적인 투자여력

이 증가하므로 미국의 해외펀드의 운용규모가 늘어나 국내 증시에 대한 외국인주

식투자자금의 유입액이 증가하고 이로 인해 국내주가가 상승함과 동시에 국내 기

업들의 해외자금조달 여건을 호전시켜 기업들의 자금조달 여건을 반영하는 회사채

수익률이 하락하는 것으로 나타난 것으로 보임.

○ 또한 미국주가에 동조하여 국내주가가 상승하면 주식평가모형에 의거하여 금리가

하락할 수 있음.

27 본 연구에서는 미국주가지표로서 다우지수 이외에 NASDAQ지수와 S&P지수를 이용한 분석도 실시하였

음. 분석결과를 보면 NASDAQ지수 100pt 상승시에 회사채수익률은 해당월에 0.01%p 하락하고 4개월 이후에는 0.1%p 하락한 수준을 유지하는 것으로 나타났고 S&P지수 100pt 상승시에 회사채수익률은 해당월

에 0.18%p 하락하고 5개월 이후에는 0.25%p 하락한 수준을 유지하는 것으로 나타났음.

24

Ⅳ. 결론

■ 국내외 경제변수들의 변동이 금리에 미치는 영향의 방향과 크기를 VAR모형

을 이용한 충격반응함수로 측정해 본 결과, 대부분 거시경제이론에 부합하는

결과를 얻었음.

■ 본 연구에서는 다음의 금리변동요인들에 대하여 그 효과를 측정해보았음.




■ 총통화 1% 증가시에 회사채수익률은 해당월에는 0.3%p 상승한 후 점차 하

락하여 4개월 후에는 0.1%p 하락하지만 이후로는 점차 상승하여 12개월 후

에는 다시 0.1%p 상승하는 것으로 나타났음.

○ 즉 통화당국이 통화공급을 늘리더라도 금리를 낮출 수 있는 기간은 얼마되지 않고

그 크기도 상대적으로 작은 반면 금리를 상승시키는 효과가 먼저 나타나고 장기적

으로는 금리가 상승한 수준을 유지한다는 것임.

○ 이는 통화증발을 통한 인위적인 금리인하는 매우 어려우며 결국 인플레이션기대심

리 감소를 통해서만 금리하락을 유도할 수 있다는 점을 시사하는 것임.

■ 경기동행지수순환변동치 1% 상승시에 회사채수익률은 3개월후 상승하기 시

작하여 12개월이 지난 후에는 1%p 상승하는 것으로 나타남.

○ 이는 금리가 경기수준의 변화에 대하여 일정시차를 두고 뒤따라 반응하는 경기후

행지표라는 일반적인 인식이 사실임을 확인시켜 주는 것이라고 할 수 있음.

■ 소비자물가지수 1% 상승시에 회사채수익률은 2개월 내에 1%p 상승하고 12

개월이 지난 시점에서는 0.6%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타남.

○ 이는 기대인플레이션이론을 지지하는 것으로서 물가지수상승률을 기대인플레이션

율의 측정치로 간주하는 경우 ‘피셔가설의 역설’을 지지하는 것으로 볼 수 있음.

■ 원/달러환율 100원 상승시에 회사채수익률은 2개월 동안 2.8%p까지 상승하

고 5개월 이후에는 2.3%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타남.


○ 이는 원/달러환율의 변화시에 미래의 물가상승을 예상하는 경제주체들의 기대로

말미암아 기대인플레이션이론이 현실화됨을 의미하는 것임.

○ 실제로 외환시장에서 원/달러환율이 변동하는 경우 환율변동으로 인한 효과가 실

현되기 이전에 이미 주가와 금리 등 금융지표들이 환율변동으로 인한 기대효과를

반영하여 즉각적으로 움직이는 경향을 확인할 수 있음.

■ 엔/달러환율 10엔 상승시에 회사채수익률은 3개월 동안 0.9%p까지 상승하고

6개월 이후에는 0.75%p 상승한 수준을 유지하는 것으로 나타남.

○ 이는 엔/달러환율의 상승은 즉각적인 원/달러환율의 상승을 초래하고 인플레이션기

대심리를 증가시켜 금리상승을 초래함을 의미하는 것임.

○ 최근의 엔/달러환율과 원/달러환율의 동반상승으로 야기된 금융시장의 불안과 이에

따른 금리급등은 이러한 사실에 부합하는 것으로 볼 수 있음.

■ 미연방기금금리 0.5%p 상승시에 회사채수익률은 해당월에만 거의 0.5%p 상

승하고 이후 6개월 내에 1.2%p 수준까지 오르는 것으로 나타났음.

○ 이는 미국금리 상승시에는 원/달러환율이 상승하여 기대인플레이션심리가 높아짐

으로써 금리가 상승하는 피셔효과와 이자율평형이론이 함께 작용하여 금리상승이

매우 신속하게 이루어짐을 의미하는 것임.

■ 종합주가지수 100pt 상승시에 회사채수익률은 3개월동안 1.3%p 하락하고 이

후 소폭 상승하여 1.1%p 떨어진 수준을 유지하는 것으로 나타났음.

○ 이는 부의 효과 중 주가상승시에 투자자들이 확대된 매수여력으로 채권시장에서

채권에 대한 매수를 늘림으로써 금리가 하락하는 효과가 나머지 다른 금리상승 압

력들을 압도함을 의미하는 것임.

■ 미국다우지수 1000pt 상승시에 회사채수익률은 해당월에는 0.15%p 하락했다

가 소폭 상승하여 이후 0.06%p 하락한 수준을 유지하는 것으로 나타났음.

○ 이는 미국주가의 상승시에는 국내 증시에 대한 외국인주식투자자금의 유입액이 증

가하고 이로 인해 국내주가가 상승함과 동시에 국내 기업들의 해외자금조달 여건

이 호전되어 회사채수익률이 하락함을 의미하는 것임.

26

<부록 1> 분석관련사항

(1) 분석대상변수

■ 본 연구는 물가와 경기 등 국내경제변수뿐만 아니라 미국금리와 엔/달러환

율 등 해외경제변수, 나아가서 국내외 주식시장의 상황변화에 대한 금리반응

행태의 분석을 목적으로 함.

■ 따라서 본 연구에서 분석대상으로 선정하여 금리에 미치는 영향을 분석하고

자 하는 주요 금리변동요인은 다음과 같음.




■ 이들의 변동에 대한 반응을 살펴보고자 본 연구에서 분석대상으로 선정한

금리는 3년만기 회사채 유통수익률임.

○ 회사채 유통수익률을 분석대상 금리로 선정한 이유는 다음과 같음.

○ 현재 3년만기 국고채와 함께 채권시장의 지표금리로 사용되고 있고 거래시장의 규

모가 상대적으로 크고 당국의 행정규제의 정도가 상대적으로 약하여 시중자금 사

정을 반영할 가능성이 높으며 금융기관들이 제금리를 결정하는 데 있어 주요 참고

지표로 사용하기 때문임.

■ 분석대상 기간은 외국인의 국내주식투자가 허용된 1992년 1월부터 2001년 2

월까지로 선정하여 그 영향을 반영하고자 하였음.28

■ 단기적분석을 통하여 적시성있는 시사점을 제공할 수 있도록 모든 분석은

28 국내금융시장에 대한 외국인의 투자현황을 살펴보면 2001년 3월말 현재 주식시장의 경우 시가총액의 약

30%를 소유하여 그 영향력이 크다고 할 수 있지만 채권시장의 경우 상장총액의 약 0.15%만을 소유하여 그 비중이 미미하다고 할 수 있음. 결국 외국인들의 국내금융시장에 대한 투자는 주로 채권시장보다는 주식시장을 통하여 주로 이루어지고 있으며 이러한 이유로 외국인에 대한 주식투자허용 시기가 중요함.


위 변수들의 월별자료를 이용하여 이루어졌음.

(2) 변수의 안정성검정

■ 일반적으로 계량분석에 있어서 회귀분석은 사용하는 시계열 자료의 안정성

(stationarity)을 전제로 함.

○ 불안정한(nonstationary) 시계열에 전통적인 계량분석기법을 적용하게 되면 두 변수

사이에 아무런 상관관계가 없더라도 수정상관계수와 유의성검정을 위한 t통계량이

높게 나타나기 때문에 외견상 의미있는 상관관계가 있는 것처럼 보이는 가성회귀

(spurious regression)의 문제가 발생하기 때문임.

■ 따라서 모형의 선정에 앞서서 각 변수의 안정성을 검정해야 할 필요가 있으

며 시계열 자료의 안정성 여부는 단위근 검정(unit root test)을 통하여 알 수

있음.

○ 단위근 검정은 자기회귀항을 중심으로 정의되는 행태방정식의 근이 1이라는 값을

포함하는가의 여부를 판별하는 것으로 DF검정법(Dickey-Fuller test), ADF검정법

(Augmented Dickey-Fuller test), PP검정법(Phillips-Perron test) 등이 있음.

■ 본 연구에서는 ADF검정법을 사용하여 각 변수들의 단위근 검정을 실시하

였음.

■ 외국인주식투자자금순유입액을 제외한 모든 원시계열 자료는 1% 유의수준

하에서 단위근을 포함하고 있다는 귀무가설을 기각하지 못하였음.

■ 그러나 원시계열을 차분하거나 자연대수차분하였을 때에는 아래의 <표 3>과

같이 귀무가설이 기각되어 안정적인 것으로 나타남.

■ 따라서 본 연구에서는 다음과 같이 안정성이 확보된 시계열자료를 이용하여

분석을 실시하였음.

○ 외국인주식투자자금순유입액: 원시계열자료

○ 회사채수익률, 미연방기금금리: 원시계열자료의 차분값

○ 나머지 변수들: 원시계열자료의 자연대수차분값

28

<표 3> 변수의 단위근 검정을 위한 ADF검정통계량

변수 시차1 시차2 시차3 시차4

-2.60 -2.25 -2.47 -2.47 회사채수익률 (CBR)

차분값 (DCBR) -7.94 ** -5.71 ** -5.06 ** -4.06 **

4.27 3.67 2.90 3.16 총통화 (M2)

자연대수차분값 (LDM2) -6.15 ** -5.23 ** -4.73 ** -3.79 **

-0.79 -0.88 -0.92 -0.90 소비자물가지수 (CPI)

자연대수차분값 (LDCPI) -6.07 ** -5.60 ** -4.88 ** -4.25 **

-1.85 -2.48 -1.82 -2.45 경기동행지수 순환변동치 (BCI)

자연대수차분값 (LDBCI) -3.40 * -4.47 ** -3.03 * -2.57

-2.07 -1.97 -1.85 -1.91 종합주가지수 (KOS)

자연대수차분값 (LDKOS) -6.35 ** -5.86 ** -5.07 ** -4.07 **

-0.16 -0.13 -0.01 0.12 미국다우지수 (DOW)

자연대수차분값 (LDDOW) -7.86 ** -6.77 ** -6.32 ** -5.11 **

외국인주식투자자금순유입액 (FSI) -5.46 ** -4.60 ** -4.59 ** -4.04 **

-2.14 -1.32 -1.46 -1.29 원/달러환율 (WD)

자연대수차분값 (LDWD) -7.75 ** -5.80 ** -5.58 ** -4.43 **

-2.28 -2.14 -2.23 -1.89 엔/달러환율 (YD)

자연대수차분값 (LDYD) -6.31 ** -5.10 ** -5.93 ** -5.60 **

-1.30 -1.85 -2.34 -2.33 미연방기금금리 (FFR)

차분값 (DFFR) -4.20 ** -3.19 * -3.14 * -3.17 *

주 1: ADF 검정의 유의수준은 1%: -3.51, 5%:-2.89 임. 2: *,**는 각각 5%, 1% 수준에서 통계적으로 유의함을 나타냄.

(3) 모형의 시차결정

■ 위의 6가지 VAR모형의 구성을 위한 적정시차는 Akaike Information Criteria

(AIC)를 이용하여 결정하였음.

○ AIC에 의한 적정모형 선정방법은 AIC값을 최소화하는 모형을 선정하는 것임.

■ 그 결과, 아래 <표 4>와 같이 모형1에 대하여 시차2가 선정된 것을 제외하


고 나머지 모형들에 대하여서는 시차1이 선정되었음.

<표 4> 시차선정을 위한 모형별 AIC 통계량

시차1 시차2 시차3 시차4 선정된 시차

모형1 -28.021 -28.028 * -27.798 -27.615 2

모형2 -19.406 * -19.358 -19.226 -19.148 1

모형3 -23.660 * -23.517 -23.233 -23.064 1

모형4 -29.444 * -29.412 -29.027 -28.918 1

모형5 -15.807 * -15.770 -15.772 -15.662 1

모형6 -9.822 * -9.514 -9.244 -8.942 1 주: *는 모형별 최소 AIC 통계량을 나타냄.

30

<부록2> 모형별 충격반응함수

(1) 모형1(통화량 변동효과 분석모형)의 충격반응함수

-.012

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDM2 to LDM2

-.012

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDM2 to LDBCI

-.012

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDM2 to LDCPI

-.012

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDM2 to DCBR

-.010

-.005

.000

.005

.010

.015

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDBCI to LDM2

-.010

-.005

.000

.005

.010

.015

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDBCI to LDBCI

-.010

-.005

.000

.005

.010

.015

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDBCI to LDCPI

-.010

-.005

.000

.005

.010

.015

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDBCI to DCBR

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDCPI to LDM2

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDCPI to LDBCI

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDCPI to LDCPI

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDCPI to DCBR

.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DCBR to LDM2

.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DCBR to LDBCI

.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DCBR to LDCPI

.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DCBR to DCBR

Accumulated Response to Cholesky One S.D. Innovations

주: 1. VAR분석모형 변수의 순서는 통화량(LDM2) à 경기(LDBCI) à 물가(LDCPI) à 금리(DCBR)임.

2. 충격반응함수 그림은 다음과 같이 해석함.

2-1 가장 왼쪽 열 위에서 아래 방향으로는 첫번째변수의 1표준편차 충격이 i번째변수(i=1,2,3,…)에 미치는 영향임.

2-2 가장 마지막행 첫번째 열에서 우측 방향으로는 i번째변수(i=1,2,3,…)의 1표준편차 충격이 마지막 변수에 미치는 영향임.

2-3 가장 왼쪽 열 전체와 가장 마지막 행 전체의 충격반응함수가 경제이론이나 가설에 부합될 경우에 실용성이 있는 것으로

판단하고, 본문에서 그 충격의 방향과 크기를 해석하였음.


(2) 모형2(원/달러환율 변동효과 분석모형)의 충격반응함수

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDWD to LDWD

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDWD to LDCPI

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDWD to DCBR

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDCPI to LDWD

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

2 4 6 8 10 12


-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

2 4 6 8 10 12


.000

.002

.004

.006

.008

.010

.012

.014

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of DCBR to LDWD

.000

.002

.004

.006

.008

.010

.012

.014

2 4 6 8 10 12


.000

.002

.004

.006

.008

.010

.012

.014

2 4 6 8 10 12



주: 1. VAR분석모형 변수의 순서는 원/달러환율(LDWD) à 물가(LDCPI) à 금리(DCBR)임.






2-4. 1번째 행 2번째 열의 그림(물가상승이 환율에 미치는 영향)은 물가상승시 환율은 상승한다는 예상과 다르게 나타난 예외

적인 결과임.

32

(3) 모형3(엔/달러환율 변동효과 분석모형)의 충격반응함수

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDYD to LDYD

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDYD to LDWD

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDYD to LDCPI

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDYD to DCBR

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDWD to LDYD

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDCPI to LDYD

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


.000

.002

.004

.006

.008

.010

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DCBR to LDYD

.000

.002

.004

.006

.008

.010

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


.000

.002

.004

.006

.008

.010

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


.000

.002

.004

.006

.008

.010

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12



주: 1. VAR분석모형 변수의 순서는 엔/달러환율(LDYD) à 원/달러환율(LDWD) à 물가(LDCPI) à 금리(DCBR)임.







적인 결과임.


(4) 모형4(미국금리 변동효과 분석모형)의 충격반응함수

-.0010

-.0005

.0000

.0005

.0010

.0015

.0020

.0025

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DFFR to DFFR

-.0010

-.0005

.0000

.0005

.0010

.0015

.0020

.0025

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DFFR to LDWD

-.0010

-.0005

.0000

.0005

.0010

.0015

.0020

.0025

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DFFR to LDCPI

-.0010

-.0005

.0000

.0005

.0010

.0015

.0020

.0025

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DFFR to DCBR

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDWD to DFFR

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDCPI to DFFR

-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


-.001

.000

.001

.002

.003

.004

.005

.006

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DCBR to DFFR

.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12


.000

.004

.008

.012

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12



주: 1. VAR분석모형 변수의 순서는 미국금리(DFFR) à 원/달러환율(LDWD) à 물가(LDCPI) à 금리(DCBR)임.







적인 결과임.

34

(5) 모형5(주가 변동효과 분석모형)의 충격반응함수

.00

.02

.04

.06

.08

.10

.12

.14

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDKOS to LDKOS

.00

.02

.04

.06

.08

.10

.12

.14

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDKOS to LDBCI

.00

.02

.04

.06

.08

.10

.12

.14

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDKOS to DCBR

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDBCI to LDKOS

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDBCI to LDBCI

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of LDBCI to DCBR

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of DCBR to LDKOS

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

2 4 6 8 10 12

Accumulated Response of DCBR to LDBCI

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

2 4 6 8 10 12



주: 1. VAR분석모형 변수의 순서는 주가(LDKOS) à 경기(LDBCI) à 금리(DCBR)임.






2-4. 1번째 행 3번째 열의 그림(금리상승이 주가에 미치는 영향)은 금리상승시 주가는 하락한다는 예상과 다르게 나타난 예외

적인 결과임.


(6) 모형6(미국주가 변동효과 분석모형)의 충격반응함수

.00

.01

.02

.03

.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDDOW to LDDOW

.00

.01

.02

.03

.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDDOW to FSI

.00

.01

.02

.03

.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDDOW to LDKOS

.00

.01

.02

.03

.04

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDDOW to DCBR

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of FSI to LDDOW

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of FSI to FSI

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of FSI to LDKOS

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.2

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of FSI to DCBR

.00

.02

.04

.06

.08

.10

.12

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDKOS to LDDOW

.00

.02

.04

.06

.08

.10

.12

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDKOS to FSI

.00

.02

.04

.06

.08

.10

.12

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDKOS to LDKOS

.00

.02

.04

.06

.08

.10

.12

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of LDKOS to DCBR

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DCBR to LDDOW

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DCBR to FSI

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Accumulated Response of DCBR to LDKOS

-.008

-.004

.000

.004

.008

.012

.016

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12



주: 1. VAR분석모형 변수의 순서는 미국주가(LDDOW) à 외국인주식투자자금(FSI) à 주가(LDKOS) à 금리(DCBR)임.






2-4. 3번째 행 4번째 열의 그림(금리상승이 주가에 미치는 영향)은 금리상승시 주가는 하락한다는 예상과 다르게 나타난 예외

적인 결과임.

36

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국내외 거시경제변수가 금리변동에 미치는 파급효과µ내외_거시경제변수가... · 주: 거시경제변수의 충격이 6개월 이후 금리에 미치는