한국경제의 통화수요, 통화정책 및 환율결정* :

공적분 VAR모형에 의한 분석

* 이 연구보고서에 대하여 유익하고 귀중한 논평을 해주신 한국금융연구원의 이규복 연구위원님과 익

명의 심사위원님들, 그리고 한국금융연구원 세미나에서 좋은 논평을 해주신 여러분들께 감사드린다.

남아있을 수 있는 오류는 전적으로 저자의 책임임을 밝혀둔다.

** 세종대학교 경제통상학과 교수, E-mail: choohg@sejong.ac.kr

주 한 광**

2012. 5.

목 차

요 약 ··················································································································1

I. 서 론 ·············································································································5

II. 우리나라 금융정책 개관 ·············································································8

III. 공적분 VAR모형 ·······················································································10

IV. 통화수요, 통화정책, 환율결정에 대한 이론 ·······································12

1. 통화수요함수·····························································································12

2. 통화정책함수·····························································································14

3. 환율결정함수·····························································································18

V. 한국경제의 공적분 VAR모형-기본모형 ···············································21

1. 제약조건 없는 VAR모형·········································································23

2. 공적분계수 결정·······················································································24

3. 제약조건을 통한 공적분 관계식 및 조정벡터 추정····························27

4. 오차수정 시스템·······················································································31

VI. 한국경제의 공적분 VAR모형-확장모형 ··············································36

1. 공적분계수 결정·······················································································36

2. 제약조건을 통한 공적분 관계식 및 조정벡터 추정····························38

3. 오차수정 시스템·······················································································43

VII. 요약 및 결론 ····························································································49

참고문헌 ·············································································································57

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요 약

이 연구보고서는 1980년대 후반부터 2010년까지 20여 년간 한국경제의 통

화수요, 통화정책, 그리고 환율결정에 대하여 살펴본다. 계량기법으로는 Johansen

공적분 VAR모형을 적용하여 분석한다.

일반적으로 통화수요함수는 통화량, 소득, 단기금리, 장기금리, 인플레이션

등으로 구성되고, 통화정책함수는 대표적으로 Taylor준칙 등에서와 같이 단

기금리, 소득, 인플레이션 등으로 구성된다. 따라서 통화금융부문에 대한 계

량분석에서는 이 두 함수를 포함하는 공적분 VAR모형을 적용할 수 있다.

더 나아가, 개방경제에서는 통화수요함수와 통화정책함수 각각에 환율 수준

또는 환율 변화율이 포함될 수 있다. 한편 환율결정함수가 일반적으로 환율,

통화량, 소득, 금리, 인플레이션 등으로 구성되는 점을 감안하면, 개방경제 통

화금융외환 부문에 대한 계량분석에서는 통화수요함수, 통화정책함수, 환율결

정함수 등으로 이루어진 공적분 VAR모형을 적용할 수 있을 것이다.

본 연구보고서는 우리나라의 통화량 편제가 개편된 1986년 이후를 분석하

려 한다. 따라서 금융자유화, 자본자유화, 환율의 변동성 확대 등이 진행된

표본기간중 1997～1998년의 외환위기에 의한 구조적 변동, 그리고 국내외에

서 관찰된 통화수요함수의 불안정성을 재검토해 볼 수 있다. 또한 우리나라

의 통화정책은 1997년 이전까지 소득 및 인플레이션 등 주요거시경제변수에 대한

일정한 목표를 달성하기 위해서 통화증가율 목표제(money-growth targeting)를

실시하였고, 1998년 이후 물가안정을 목표로 하는 물가안정목표제(inflation

targeting)를 도입하고 단기금리를 중간운용수단으로 하고 있다. 그런데 통화

증가율 목표제를 실시하던 1997년 이전에도 실제로는 금리중시 통화정책과

다름이 없었다는 기존의 연구결과들이 있다. 이에 1980년대 후반 이후 우리

나라의 통화정책이 Taylor준칙에 입각한 단기금리 운용에 의해 수행되었을

것이라는 가설을 세우고 계량분석하려고 한다. 그리고 환율결정이론은 그동

안 다양하게 제시되었는데 어떤 이론에서든 대체로 국내외 통화량, 소득, 금

리, 인플레이션 등을 설명변수로 하고 있음에 비추어 어떤 일정한 환율결정

이론이 적용되리라 기대하고 계량분석하려고 한다.

본 연구보고서는 Johansen 공적분 VAR모형을 엄밀하게 적용하여 한국경

제의 통화금융외환 부문을 1987년 1분기부터 2010년 4분기까지 분석하고자

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한다. 주지하듯이 Johansen 공적분 VAR모형은 VAR모형을 기초로 한다.

여타 계량기법과 마찬가지로 이 기법도 단점들이 있으나, 아쉽게도 기존의

연구 중에는 이 계량기법의 장점을 충분히 활용하지 못한 사례가 많다. 특히

데이터에 의해 두 개 이상의 공적분 관계식이 있다고 판명된 경우에도 하나

의 공적분 관계식에만 주목하는 점을 지적할 수 있다. 본 연구보고서의 표본

기간중 일관성 있는 자료가 제공되는, 광의의 통화량인 실질Lf통화량, 실질

GDP, 단기금리(콜금리)와 장기금리(국민주택채권수익률)의 스프레드, CPI인

플레이션, 명목실효환율로 이루어진 5변수 VAR모형을 기본모형으로 한다.

그리고 기본모형에 실질실효환율의 변화율(원화절상률)을 더한 6변수 VAR

모형을 확장모형으로 한다. 단 계절요인 때문에 분기계절더미를 포함하고, 표

본기간중 구조변화 및 정책변화의 가능성 때문에 4개의 일회성 충격더미를

포함한다.

기본모형인 5변수 VAR모형에서 최적시차 k=4로 설정되며, 절편과 확정적

선형추세가 있는 경우로서 공적분계수 r=3으로 판정된다. 즉 세 개의 유효한

공적분관계식이 다섯 개 거시경제변수들 사이에 존재한다는 것이다. 이에 일

정한 제약조건들을 적용하여 경제학적으로 의미 있고, 통계적으로도 유의한

3개의 함수들을 찾아낼 수 있다. 그 중 첫번째 공적분 관계식은 소득, 금리

스프레드, 인플레이션 및 명목실효환율의 통화수요함수를 나타낸다. 즉 실질

GDP증가, 단기금리 상승, 장기금리 하락, 인플레이션 하락, 실효환율 상승

(원화절상) 등은 각각 실질 Lf통화수요 증가를 가져온다. 두번째 공적분 관계

식은 GDP갭과 인플레이션 및 인플레이션 목표치를 감안하는 Taylor(1993)

준칙 형태의 통화정책함수를 보여준다. 즉 GDP갭 증가 또는 인플레이션 상

승은 장기금리 대비 단기금리의 인상을 유발한다. 단, 분석의 편의상 단기금

리와 장기금리를 각각의 변수로 취급하지 않고, 단기금리와 장기금리의 스프

레드에 주목하는 한계가 있다. 세번째 공적분 관계식은 통화량, 소득, 단기금

리 및 인플레이션에 의해 결정되는, Frankel(1979)의 실질금리격차모형과 유

사한 환율결정함수를 보여준다. 국내통화량 감소, 실질GDP 증가, 단기금리

상승, (자국의 해외에 대비한, 인플레이션 하락의 대용변수로 이해되는) 장기

금리 하락 등은 각각 명목실효환율 상승(원화절상)을 가져온다.

확장모형인 6변수 VAR모형에서 최적시차 k=4로 설정되며, 절편과 확정적

선형추세가 있는 경우로서 공적분계수 r=4로 판정된다. 즉 네 개의 유효한

공적분관계식이 여섯 개 거시경제변수들 사이에 존재한다는 것이다. 기본모

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형에서 구한 첫번째 공적분 관계식 즉 통화수요함수, 세번째 공적분 관계식

즉 환율결정함수는 계수의 크기만 조금 다를 뿐 확장모형에도 똑같이 나타난

다. 확장모형의 두번째 공적분 관계식은 개방경제에서 Taylor준칙 형태의 통

화정책함수를 보여주며, GDP갭과 인플레이션 및 인플레이션 목표치, 그리고

실효환율의 변화율(원화절상률)에 의해 결정되고 있다. 즉 개방경제에서 Taylor

준칙 형태의 통화정책 운용은 원화절상률도 고려되어 수행되는 것을 보여준

다. 원화절상률 하락은 GDP갭 증가 또는 인플레이션 상승과 똑같이 장기금

리 대비 단기금리의 인상을 유발한다. 네번째 공적분 관계식은 원화절상률에

대한 관계식으로 이해할 수 있다. 즉 실질통화량 감소 및 실질GDP 증가는

원화절상률 상승을 가져온다. 이와 같이 환율수준 및 환율변화율을 동시에

함께 고려하는 확장모형을 통해, 통화수요함수에서는 명목실효환율이 영향을

주고, 통화정책함수에서는 실질실효환율 변화율이 영향을 주는 것을 볼 때

개방경제인 한국경제에서 환율수준 또는 환율변화율이 통화수요 및 통화공급

의 모든 측면에서 중요한 영향을 미쳤다고 할 수 있다.

오차수정 시스템의 분석결과도 함께 제시하고 있다. 유의할 점은 5변수 공

적분 VAR모형과 6변수 공적분 VAR모형에서 실질GDP가 여타 변수들에 대

하여 약외생성(weak exogeneity)을 지니고 있다는 것이다. 이렇게 실질GDP

가 약외생성을 지녔음은 본 연구보고서의 모형이 (실물부문을 제외한) 통화

금융외환 부문 중심의 의미 있는 모형임을 간접적으로 시사한다고 하겠다. 한

편 새케인즈학파 거시경제모형(New Keynesian macroeconomic model)은

IS곡선, 예상부가 필립스곡선, Taylor준칙 등으로 구성되며, 통화량 변수 내

지 통화수요를 배제하고 있는데, 본 연구보고서에 제시된 한국경제의 계량모

형에서는 여전히 통화량이 유효한 거시경제변수라는 점에서 대조된다고 할

수 있다. 단, 외환위기 이후에 경제시스템이 바뀌었을 여지가 큼에도 불구하

고, 너무 짧은 표본기간의 제약 때문에 외환위기 전후의 모든 기간을 동시에

분석하고 있다는 한계가 있다. 또한 단기금리와 장기금리를 각각의 변수로

취급하지 않고, 분석의 편의상 장기금리 대비 단기금리를 정책변수라고 간주

하는 점이 향후 연구에서 더 보완되기를 기대한다.

<부록 1>에서는 환율을 제외한, 단순한 4변수 VAR모형에 대하여 본문에

서와 같은 계량분석을 한 결과 환율결정함수 외의 내용은 본문과 거의 동일

한 분석결과를 얻고 있다. 즉 두 개의 공적분 관계식을 구할 수 있고, 이들

이 바로 통화수요함수와 통화정책함수가 될 수 있음을 알 수 있다. 이로써

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본 연구보고서가 활용한 공적분 VAR모형이 1980년대 후반 이후 우리나라의

통화금융 및 외환 부문을 잘 설명할 수 있음을 다시 확인할 수 있다. <부록

2>에서는 통화수요 또는 통화정책에 대한 공적분 VAR모형의 기존문헌에서

공적분계수를 구한 다음에 어떤 일정한 제약조건(restriction)을 통해서 공적

분 관계식을 식별(identification)하고 있음을 보여준다. 이를 통해 본 연구보

고서에서의 제약조건의 중요성 및 필요성을 강조하고 있다. <부록 3>에서는

한국은행의 거시계량모형 등에서 고려된 거시경제변수들을 본 연구보고서의

변수들과 비교하고 있다.

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I. 서 론

이 연구보고서는 1980년대 후반 이후 한국경제에서의 광의의 Lf통화수요,

당국의 통화정책, 그리고 환율결정에 대하여 분석한다. Johansen(1988, 1996)

이 소개하고 발전시킨 공적분 VAR(cointegrated VAR) 모형을 활용한다.

통화수요의 결정요인과 안정성에 대하여는 수많은 실증연구가 이루어져 왔

다. 이전의 연구가 전통적인 OLS기법 등에 의한 추정을 하였으나, 근래의

연구들은 공적분기법을 많이 활용하고 있다. Johansen and Juselius(1990)는

덴마크 및 핀란드의 통화수요 분석에 Johansen(1988)의 공적분 VAR모형을

적용한 최초의 시도였다. 이후 Hafer and Jansen(1991), Hoffman and Rasche

(1991)가 미국의 M1과 M2 통화수요에 대하여 안정적인 관계를 분석했다.

영국의 M1에 대하여 Hendry and Mizon(1993), Hendry and Doornik(1994),

Ericsson(1998) 등이, 그리고 유럽 여러 나라의 통화수요에 대하여 Ericsson

and Sharma(1998), Peytrignet and Stahel(1998), Juselius(1998), Brűgge-

mann and Lűtkepohl(2006) 등이 유사한 분석을 하였다. 일본에 대하여 Bahmani-

Oskooee and Shabsigh(1996), Miyao(1996) 등이, 여타 아시아 국가들에 대

하여 Arize(1994)와 Khalid(1999) 등이 통화수요를 분석하였다.

우리나라의 통화수요에 대하여도 공적분기법 등을 활용한 연구가 많이 있

다. 더 최근에는 1997～1998년의 외환위기를 겪으면서 그 전후에 통화수요가

과연 안정적이었는지를 중심으로 연구가 진행되고 있는데, 구조변화를 감안

하면서, 대체로 광의의 통화수요가 안정적이었다는 결론을 보여준다. 그간의

연구로 박우규(1991), 금재호․이인실(1993), 유윤하(1994), Arize(1994), Bahmani-

Oskooee and Rhee(1994), Lee and Chung(1995), 전상준(1998), Khalid(1999),

서병선(2001), 주한광(2002), Bahmani-Oskooee and Shin(2002), 최희갑(2006),

장정석(2010) 등을 들 수 있다.

Taylor(1993)는 통화정책 준칙에 대하여 획기적 논의를 촉발하였다. 그 후

예를 들어 Ball(1997), Clarida et al.(1998, 2000), Ball and Tchaidze(2002)

등이 Taylor준칙 등 통화정책함수에 대한 대표적인 논의들이다. 특히 Clarida

et al.(1998)은 G3(미국, 일본, 독일)의 중앙은행들이 1979년 이후 암묵적으

로 물가안정목표제를 수행해 왔다고 분석하였다. 그리고 Clarida et al.(2000)

은 미국에서 이자율정책이 1979년 이후에 1979년 이전에 비해서 기대인플레

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이션에 대하여 더 민감하게 반응하였다고 추정하였다. Hayo and Hoffman

(2006)은 GMM기법을 활용하여 유럽중앙은행과 독일중앙은행의 이자율정책

을 비교하면서, 둘 다 기대인플레이션에 대응하는 것은 서로 비슷했으나, GDP

갭에 대해서는 유럽중앙은행이 독일중앙은행보다 더 민감하게 반응하였다고

추정하였다. Gerdesmeier et al.(2007)은 GMM기법과 Kalman필터를 활용

하여 분석하고, 유럽중앙은행, 미국연준, 일본은행의 통화정책함수가 대체로

유사한 형태를 보인다고 하였다. 더 나아가 Christensen and Nielsen(2009)

은 Federal funds rate, 실업률, 채권금리 사이에 안정적인 관계를 추정하고

이것이 통화정책함수를 가리킨다고 하였다.

한편 우리나라의 통화정책에 대하여 오정근(1998), 안세일․오수남(1998),

김소영(1999), 송욱헌(1999), 장민․임진(2002), Cho(2007) 등이 구조적 VAR

(structural VAR)모형 또는 GMM기법 등을 활용하여 분석하였다. 그런데

특히 공적분 VAR모형을 활용하여 우리나라의 통화정책을 시도한 연구가 드

물다.

끝으로 환율결정에 대하여는 다른 이론에 비하여 훨씬 다양한 이론들이 제

시되어 왔고, 그에 따라 수많은 실증연구가 이루어졌다. 앞에서 살펴본 통화

수요함수와 통화정책이 상대적으로 단기 내지 중기에 더 주목하는 점에 비추

어 환율결정이론도 예를 들면 Frankel(1979)의 실질금리격차이론에 따른 실

증분석에만 한정해 보면 파운드와 달러에 대한 MacDonald and Taylor

(1994), 우리나라의 경우에는 김진용․권성택(2003) 등을 들 수 있다.

통화수요, 통화정책, 환율결정은 모두 통화금융적인 현상이므로 동시에 살

펴보는 것이 큰 의미를 가질텐데, 그럼에도 앞에서 언급한 실증연구들은 모

두 통화수요, 통화정책, 환율결정을 각각 따로 살펴보고 있다는 점을 알 수

있다. 특히 국내외적으로 통화수요와 통화정책을 동시에 연구한 공적분

VAR모형 분석은 흔하지 않고, 더구나 환율까지 동시에 분석한 사례는 더욱

많지 않다. 예외적으로 Juselius(1996)와 Brűggemann(2003)은 공적분 VAR

모형을 통해서 독일의 통화수요와 통화정책을 동시에 추정하였다. 그리고

Choo and Kurita(2011)은 공적분 VAR모형을 통해서 우리나라의 통화수요

와 통화정책을 동시에 추정하였다.

대규모 거시계량모형에 의해서나 구조형 VAR모형 등에 의해서도 가능하

겠으나, 공적분 VAR모형에 의해서 우리나라의 통화수요, 통화정책, 환율결

정을 동시에 추정해보는 것이 가능하다면, 적어도 공적분 VAR모형에 기초

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한 우리나라의 통화금융외환 모형 수립이라는 데 의의가 있다고 할 수 있다.

특히 개방된 경제에서 환율수준 또는 환율변화율이 통화수요와 통화정책에

각각 영향을 미칠 수 있다는 점을 강조하는 연구들이 출현하고 있는데, 이에

환율수준 또는 환율변화율을 포함한 통화수요함수와 통화정책함수를 동시에

고려하며, 더 나아가 환율 자체에 대한 함수까지 고려할 수 있을 것이다. 그

런데 통화대체(currency substitution)를 고려한 통화수요에 대한 분석이

Miles(1978), Girton and Roper(1981), Batten and Hafer(1984) 등에 의해

이루어졌으며, 우리나라의 통화수요에 환율 변수를 고려한 Bahmani-Oskooee

and Rhee (1994), Lee and Chung (1995) 등이 있다. 그리고 우리나라의 통

화정책에 환율변수를 고려한 Eichengreen(2004), 김은경․오용협(2005), Park

(2008), 강민우(2011) 등이 있다. 이에 본 연구보고서에서 환율수준과 환율변

화율을 명시적으로 동시에 고려하고자 한다.

연구보고서의 구성은 다음과 같다. 제II장에서는 우리나라의 금융정책을 개

관함으로써 실증분석의 표본기간 결정이나 변수채택의 근거를 마련하고자 한

다. 제III장은 공적분 VAR모형을 간략히 정리하고, 제IV장은 통화수요, 통화

정책, 환율결정에 대한 함수들을 정리한다. 제V장과 제VI장에서는 1987～

2010년의 한국경제의 주요거시경제변수들의 공적분 VAR모형에 대하여 계량

분석을 수행한다. 제V장에서는 환율수준 변수를 포함한 5변수 공적분 VAR

모형, 제VI장에서는 환율수준 변수 및 실질실효환율 변화율 변수를 포함한 6

변수 공적분 VAR모형을 각각 기본모형 및 확장모형이라고 명명하고 분석한

다. 두 모형을 통해 원화의 절상(절하)이 통화수요 증가(감소)를, 그리고 원

화절상률 상승(하락)이 장기금리 대비 단기금리 하락(상승)을 유발함을 분석

한다. 제VII장은 요약과 결론을 제시한다. 부록에서는 기본모형에서 환율 변

수를 제외한 공적분 VAR모형 및 확장모형을 변형한 공적분 VAR모형의 분

석결과를 보여주고, 공적분 VAR모형에서 제약조건의 중요성을 언급하고, 한

국경제 화폐금융부문에 대한 기존 연구분석들에서 고려된 변수들을 살펴본

다.

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II. 우리나라 금융정책 개관

여기에서는 우리나라 금융정책 추이를 살펴봄으로써 본 연구보고서에서 고

려할 통화수요함수, 통화정책함수, 환율결정이론들이 우리나라에 적용될 수

있는지를 먼저 고려하기로 한다. 단, Choo and Kurita(2011)가 서술한 내용

을 많이 참고하였다.

1957년 이후 1998년 초까지 우리나라의 통화당국은 통화증가율 목표제(money-

growth targeting)를 활용했다. 중간목표는 차차 M1에서 중앙은행 국내신용

으로, 그리고 1979년에 M2 등으로 변경되었다. 통화증가율 목표제 아래서는

소득증가율, 인플레이션, 이자율, 통화유통속도 등 경제변수들의 실제치와 전

망치 등에 입각하여 통화증가율이 중간목표로 설정되었다. 단기금리는 명시

적으로 관리되지 않았지만, 통화증가율에 따라서 단기금리도 영향을 받았을

것이다. 한편 신인석(1997)은 통화증가율 목표제를 도입한 우리나라에서 실

제로 M2증가율 목표치가 그대로 달성된 적은 별로 없었다고 분석하였다.

1960년대와 1970년대의 급격한 경제성장은 심한 인플레이션과 금융억압을

동반하면서 달성되었다. 금융부문은 산업정책 목표를 달성하는 데 기여하도

록 활용되었다. 1980년대 초부터 정책목표를 고도성장에서, 물가안정을 동반

하는 안정성장으로 전환하면서 우리나라 정부는 긴축금융재정정책, 금리안정,

임금안정 등 광범위한 안정화정책을 실시하였다. 그 과정에서 1970년대 후반

에 30%를 상회하던 M2 증가율이 1980년대 초반에 20% 미만으로 하락했다.

인플레이션은 1970년대 후반에 20% 내외였으나 1980년대 초반에 5%대로

하락하였다. 이 기간중 이자율도 하향 조정되었고 이것은 비용요인을 낮춤으

로써 인플레이션을 낮추는 데 일조하였다. 1980년대 초 기대인플레이션이 낮

아지면서 당국은 금리자유화를 시작하였고 1984년에는 콜금리가 자유화되었다.

1980년대 금융자유화 진전과 비은행금융기관의 성장 때문에 전통적인 통화

량 M1 및 M2 등에 비해 새로운 금융상품의 중요성이 차차 커지게 되었고,

이들 통화지표와 경제상황 사이의 관계가 불안정하게 되었다. 이에 1980년대

후반에 통화당국은 M2 이외에 비은행금융기관 예수금 등을 포함한 더 광범

위한 통화지표를 추가하였다.

1998년 통화당국은 물가안정목표제(inflation targeting)를 도입하였다. 통

화량은 2003년에 중간목표에서 정보변수로 기능이 약화되었다. 물가안정목표

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제 도입에 대한 명시적 이유를 당국이 공식적으로 밝히지는 않았지만, 도입

이유 중 하나는 아마도 중앙은행의 독립성 획득에 대응한 중앙은행의 신뢰회

복이라고 할 수 있을 것이다. 한편 1997～1998년의 외환위기를 거치면서 M2

통화수요는 불안정해졌을 것으로 짐작된다.

일반적으로 물가안정목표제 아래서 중기에 인플레이션 목표치를 달성하려

하지만, 소득 등 여타 거시경제변수를 안정화시키려는 경우가 많다. 물가안정

목표제를 1990년대 초반부터 도입해온 뉴질랜드와 캐나다는 금리 등 운용수

단을 공시하지 않지만, 우리나라 당국은 이들 국가와 달리 단기금리 목표치

를 운용수단으로 공시하고 있다. 유럽중앙은행이 실제적으로는 물가안정목표

제를 수행하면서도 통화증가 목표치를 계속 중시하는데 우리나라도 도입초기

얼마동안 통화량도 함께 고려하였다. 미국 연준은 공식적으로 물가안정목표

제를 도입하지 않았으나 낮은 인플레이션을 유지하려 하며, 연방기금금리

(Federal funds rate)를 중간운용수단으로 활용하고 있는데, 단기금리를 공시

하는 점에서는 우리나라와 같다.

우리나라가 통화증가율 목표제 아래 있던 1980년대와 1990년대에도 금리

가 통화정책상 중간운용수단이었다고 볼 수 있는 실증분석이 적지 않다. 안

세일․오수남(1998), 오정근(1998), 송욱헌(1999) 등이 그 예이다. 통화증가율

목표제 아래서나 물가안정목표제 아래서 모두 우리나라의 통화당국은 대체로

물가안정과 소득안정 둘 다 도모해 왔다고 할 수 있다.

환율정책과 관련하여서 우리나라는 1980년대에 통화바스켓 환율제를 운용

하면서 소득, 통화, 국내외 금리 등을 고려하면서 환율을 조정하였다. 1980년

대에는 국내외 자본이동에 대한 규제도 차차 완화되기 시작하였다. 1990년대

에 시장평균환율제 아래서 환율이 외환시장에서 좀 더 자유롭게 변동하게 되

었다. 1997～1998년의 외환위기 이후에는 환율이 이전보다 더 자유롭게 시장

에서 결정되도록 하였다.

- 10 -

III. 공적분 VAR모형

여기서는 공적분 VAR모형을 간단히 정리한다. 주지하듯이 거시경제 시계

열자료들은 비안정적(non-stationary) 행태를 보이기 때문에 적어도 1차(order 1)

(또는 명목변수의 경우에는 2차) 적분되어 있다(이하 I(1)로 표시함). Johansen

(1988, 1996)이 발전시킨 공적분 VAR모형이 거시경제 실증분석에 많이 활

용되고 있다. 실증연구에서 공적분 VAR모형의 예를 들면 Crowder et al.

(1999), Juselius(2006), Kurita(2007) 등을 들 수 있다.

이제 p-변수의 시계열 에 대한 시차 k인 VAR(k)을 오차수정

형태로 고려하자.

for (1)

위에서 는 s-변수의 벡터로서, 네 분기의 합이 0이 되는 분기계절더미와

그 외 일반적인 더미 등을 나타내는데, 주의할 점은 여기에 선형추세는 포함

되지 않는다는 것이다. 선형추세는 우변 제1항의 둘째 벡터 안의 에 나타낸

다. 는 정규분포를 따르는 백색잡음(i.i.d. )이다. 는 오차항

벡터의 분산-공분산행렬이며, 의 초기 값 은 일정

하게 주어져 있다. 이 때 는 I(1)이라고 가정하자. 그러나 벡터 의 모든

변수가 I(1)일 필요는 없다.1) 즉 안정성 여부와 관계없이 분석하고자 하는

모든 변수를 에 포함시켜 공적분 공간(cointegration space)을 추정한 후

각 변수의 안정성에 관한 가설을 사후적으로 검정할 수도 있다. 이 경우 안

정적 변수가 포함되면 공적분계수가 증가하게 된다.2) 매개변수들

∈ × ∈ , ∈ × 등은자유롭게변하며, 는양(+)정부호(positive

definite)이다.

1차 적분된 변수들에 대한 공적분모형을 위해서는 몇 가지 조건이 충족되

어야 한다. 그 중 하나가 다음과 같은 조건이다.

1) 예를 들어 제VI장 확장모형에서 추가로 고려하는 실질실효환율 변화율 변수는 I(0)이다.

2) 제V장 기본모형에 비해 제VI장 확장모형에서 공적분계수가 1만큼 증가한다.

- 11 -

≤ 또는 ′ ′. (2)

위에서 ∈ × , ′∈ (단 ≺ ). 이제 편의상 ′ ′′,

′ ′라고 하자. 는 조정벡터, 는 공적분 관계식, 은 공적분계수

(cointegration rank)를 가리킨다. 선형조합 ′ 은 공적분 관계식을 뜻하

며, 이것들이 다음 제IV장에서 서술할 함수들, 즉 식(5) 또는 (6), 식(8) 또는

(9), 식(10) 등을 뜻할 수 있다. 이에 대하여는 Johansen(1996)에 잘 서술되

어 있다. 식(2)는 최소한 개의 공동추세(common stochastic trend)가

존재한다는 것과 ≥ 일 경우에 공적분이 가능하다는 것을 뜻한다. 식(2) 등

의 조건이 충족되면 식(1)은 다음과 같이 변형될 수 있다.

′

. (3)

이 식이 이하 공적분 VAR모형 분석의 기본이 된다. 공적분계수 r이 미리

알려진 값이 아니므로 자료로부터 구해야 한다. 대립가설 에 대하여 공

적분계수 r이라는 귀무가설 에 대한 로그우도비(log) 검정통계량log 가 Johansen(1996, Ch.15)에 제시되어 있다. 식(3)에서 공

적분계수를 결정한 다음에 와 에 대한 다양한 제약조건(restriction)을 검

정할 수 있다. 와 에 대한 다양한 제약조건은 다름 아니라 ′ 에 대

한 제약조건이며, ′ 안의 관계식들은 변수들 사이의 장기균형관계를

뜻한다. 따라서 와 에 대하여 경제학적으로 의미 있는 일정한 제약조건

을 부과함으로써 통계적으로 유의한 장기균형관계를 찾는 것이 Johansen 공

적분 VAR모형의 주요 목표가 되는 것이다.

주의할 점은 공적분계수가 몇 개인가를 확인한 다음에는 반드시 제약조건

을 넣어서 모형을 추정해야 한다는 것이다. Johansen(1996, Ch. 7, Ch. 8)과

Juselius(2006, Ch. 10, Ch. 11, Ch. 12)는 물론이며, 김양우(1992, p.37)가

강조하였듯이 하나 이상의 공적분 관계식이 있는 경우는 구조가설검정이 매

우 중요하다. 컴퓨터가 보여주는 관계식을 그냥 그대로 공적분 관계식이라고

발표하면 Johansen 공적분 VAR모형을 충실히 활용하지 않은 것이고 식별

(identification)문제가 남아있게 된다. 참고로 <부록 2>에서 실제 그동안 발

표된 연구논문들에서 제약조건이 어떻게 사용되었는지 정리하고 있다.

- 12 -

IV. 통화수요, 통화정책, 환율결정에 대한 이론

거시경제학 이론에 입각하여 통화수요, 통화정책, 환율결정 등에 대한 이론

들 및 관련 함수들을 정리함으로써 다음에 행할 실증분석의 기초를 세우기로

한다. 즉 그 함수들은 공적분 VAR모형에서 공적분 관계식의 분석대상이 될

것이다. 그 함수들을 차례로 소개한다. 단 통화수요함수와 통화정책함수의 도

출은 Choo and Kurita(2011)를 주로 참고하였다.

1. 통화수요함수

가장 표준적인 통화수요는 다음과 같다.

위에서 는 광의의 명목통화수요, 는 물가수준, 는 규모변수(대체로

실질소득), 는 통화 및 대체자산의 수익률벡터를 가리킨다. 통화시장에서

수요와 공급이 균형을 이루면, 위 식에서 통화수요 를 통화량 로 대체

할 수 있다. 는 통화자체의 수익률, 그리고 이자수익자산 및 실물자산의

수익률로 나타낸 기회비용 등을 포함할 것이다. 즉

여기서 는 단기금리로서 통화의 수익률,

는 국채금리 등 장기금리, 는

실물자산의 명목수익률을 반영하는 인플레이션을 가리킨다. 주목할 점은, 본

연구보고서와 같이 우리나라 통화수요함수에 장단기금리를 동시에 고려한 연

구가 흔하지 않다는 것이다. 다만 국내금리와 해외금리를 동시에 고려한 경

우가 있는데, 예를 들어 Khalid(1999) 등이 있다. 명목통화량과 물가 사이에

1 : 1의 관계를 가정하면 위 식은 다음과 같이 된다.

- 13 -

.

위 식을 로그로 나타내면

.

위에서 는각각 의자연로그이고, 계수는 ( ).

그리고 금융시장에서 장단기 금리 와

가 서로 반대 부호를 가지고 동

일한 절대값을 가진다는 가설을 고려할 수 있다. 이러한 가설은 적어도 우리

나라 경제에 적용한 사례를 찾기는 쉽지 않지만, 해외 경제에 적용한 사례는

적지 않다. Juselius(1996), Hubrich(1999), Brűgemann(2003), Christensen

and Nielsen(2009) 등을 참고할 수 있다. 더 나아가 이러한 가설은 공적분

VAR모형에서 식별문제를 해결하기 위하여 도입하는 제약조건이 되는 역할

을 한다. 또한 소득탄력성이 1( )이라는 가설을 추가할 수 있다. 따라서

.

더 나아가 라는 가설을 고려해 볼 수 있다. 이러한 가설 없이 추정

하였을 때에도 비슷한 실증분석 결과를 얻었기 때문에 여기서 모델의 단순화

를 위하여 이러한 가설을 추가하고자 한다.3)

. (4)

한편 환율수준 변수 를 아래와 같이 식(4)에 추가해 볼 수 있다.

±. (5)

3) 제V장 기본모형과 동일한 모형에 대하여 라는 가정을 추가하지 않았을 경우의 실증분석

결과는 해당 계수(표준오차)가 각각 2.36(0.94), 0.96(0.23)이다. 한편 표본기간을 달리하여, 예를

들어 2008년 4분기까지의 경우에는 해당 계수(표준오차)가 각각 2.04(0.89), 1.42(0.26)이다. 이로

써 라고 간주하여도 크게 무리가 없다고 생각된다.

- 14 -

위 식에서 계수 ±는, 환율이 통화수요에 미치는, 두 상반된 방향의 영향

에 의해서 양이거나 음일 수 있다. 국내통화의 가치가 변동하면 통화대체

(currency substitution)를 통해서 국내통화수요가 변동할 수 있다. 즉 국내

통화가 절상하면 해외통화보다 가치가 상승된 국내통화 수요의 증가를 가져

올 수 있다. 반면에 국내통화가치의 상승은 해외통화가치의 하락을 가져와,

국내외 통화로 이루어진 보유자산의 국내통화로 나타낸 가치가 하락하고, 이

에 부의 효과(wealth effect)를 통해 국내통화수요가 감소할 수 있다. 한편

환율수준 변수 대신에 환율변화율 변수를 설명변수로 고려할 수도 있다. 즉

± . (6)

여기서 는 환율변화율(원화절상률)을 가리킨다.

다음의 실증분석에서 통화수요함수와 관련하여 식(5) 또는 (6)을 장기균형

관계식으로 고려해 볼 수 있을 것이다.

2. 통화정책함수

통화정책함수를 살펴보기로 한다. Taylor(1993)는 정책목표와 실업률 및

인플레이션의 격차에 대응하여 단기정책금리를 변경시키는 단순한 준칙(rule)

을 제안하였다. 즉

.

위에서 와 는 각각 실업률 및 자연실업률을, 와

는 각각 인플레이

션 및 정책목표인플레이션을, 는 단기실질금리에 대한 목표치를 가리킨다.

계수들 ( ). Kulish(2007)는 인플레이션 변동성이 높은 경우에

는 정책수단으로 단기금리보다 장기금리를 제안하였지만, 여기서는 단기금리

를 고려한다. 위의 식에서 실업률 갭을 GDP갭으로 대체할 수 있다. 즉

. (7)

- 15 -

위에서 는 잠재GDP의 자연로그이며, 앞에서처럼 는 단기실질금리 목

표치라고 할 수 있다. 계수 ( ). 예를 들어 Clarida et al.(1998)

은 실업률 대신에 GDP갭을 고려하면서 통화정책 준칙을 분석하였다.

Taylor준칙은 물가안정목표제를 실시하는 한 방법이라고 할 수 있다. 물론

Taylor준칙은 중기 인플레이션 목표치 달성을 위한 단기 운용수단이라고 할

수 있고, 물가안정목표제는 중기 목표를 중시한다는 데서 서로 차이가 있기

는 하다. Taylor준칙은 GDP갭에도 반응하는데, GDP갭은 인플레이션 압력

을 낳으므로 결국 인플레이션과 관련 있는 것이다. 잠재GDP를 측정하는 데

는 여러 방법이 있으나 여기서는 잠재GDP가 로그선형추세를 가진다고 가정

하기로 한다. 즉 (단 , ). 또한 인플레이션 목표치가

시간에 따라서 변동하되 일정한 추세를 가진다고 가정하자.4) 즉

(단 , ≠). 우리나라의 인플레이션 목표치는 1998년～2000년 1.5～

3.5%, 2001년～2004년초 2～4%, 2004년초～2010년초 2.5～3.5%, 2010년초

이후 2～4%로 설정되어 왔다. 즉 인플레이션 목표구간의 중심치는 2001년

이후 대체로 3%로서 일정한 수준을 유지하였으므로 하향추세는 아니라고 하

겠다. 한편 실제 인플레이션율을 보면, 2008～2009년 국제금융위기 기간 중

실제 인플레이션율이 목표치 구간을 상회한 것을 제외하면, 2001년, 2003년,

2004년 등 여러 기간에 실제 인플레이션율이 목표구간을 상회한 점을 감안

하면, 2000년대 전반기에는 2000년대 후반기보다 인플레이션 목표구간 중 상

부구간에 목표치를 두었다고도 해석할 수 있겠다. 이런 점을 감안하면, 우리

나라의 인플레이션 목표치는 2000년대에도 어느 정도 약간이나마 하향추세라

고 할 수 있고, 모형설정에 무리가 있지만, 1980년대 이후 우리나라는 인플

레이션 목표치가 대체로 하향추세라고 간주하고자 한다. 물론 2008～2009년

의 국제금융위기 기간에는 이런 하향추세가 적용될 수 없기는 하다. 이에 식

(7)을 다음과 같이 변형할 수 있다.

.

4) 시간에 따라 변동하는 인플레이션 목표치에 대하여 Hodrick-Prescott 필터를 인플레이션에 적

용하여 찾아볼 수도 있다. 그러나 그런 필터링방법을 적용하면 시계열자료에 영향을 미쳐서 우

리가 고려하는 공적분 분석에는 활용하기가 어렵다.

- 16 -

단 ( ), 그리고 . 한편

Laurent(1988)와 Bernanke and Blinder(1992) 등은 장기국채금리와 Federal

funds rate 사이의 스프레드를 유용한 정책지표라고 제시하였는데, 그것은

명목이자율 안의 기대인플레이션을 장기금리가 내포하고 있고, 또한 통화정

책의 긴축과 확대 등 단기적 변동에 장기금리가 상대적으로 덜 민감하게 반

응하기 때문이라는 것이다. 이들의 주장이 확고한 이론적 근거와 일반적으로

통용될 실증분석을 토대로 한 것이 아닐 수 있고, 더 나아가 이것을 우리나

라 경제에도 그대로 유사하게 적용할 수 있는지의 여부 역시 이론적 및 기존

의 실증적 근거가 있는 것은 아니다. 그렇기 때문에 혹시 이러한 주장이 우

리나라에 적용될 수 있는지를 본 연구보고서에서 실증적으로 살펴보고자 하

는 것이다. Mehra(2001)도, 장기국채금리가 기대인플레이션을 반영하므로 Taylor

준칙 함수에 추가할 것을 제안하고 미국경제에 실제로 적용되었음을 실증분

석하였다.

장단기금리 격차를 일반적으로 ‘장기금리단기금리’로 정의하지만 본 연구

보고서에서는 ‘장기금리 대비 단기금리’를 표현하기 위해서, 관행과는 달리

‘단기금리장기금리’로 정의하고자 한다. 그런데 정책변수인 단기금리와 (본

연구보고서에서 정의하는) 장단기금리 격차 사이의 상관계수가 기간에 따라

서 큰 차이를 보인다. 즉 전체 표본기간에는 0.63이며, 외환위기가 시작한

1997년까지는 0.65이며, 외환위기 이후 기간에는 0.50이다. 그러나 2000년을

전후한 단기 기간에는 상관관계가 거의 나타나지 않는다.5) 그러므로 장단기

금리 격차를 단기금리 대신에 사용하여 분석하는 것 자체는 한국의 경우 (그

리고 미국의 경우에도) 문제가 있을 수 있지만, 장단기금리 격차가 통화정책

을 어느 정도는 반영한다고 간주하기로 한다.

분석의 편의상, 위와 같은 선행 연구 결과를 따라서 본 연구보고서에서도

장기금리가 (기대)인플레이션과 함께 변동한다고 하고, 또한 장기실질금리

를 도입하여 본다. 이 경우 위의 식은 다음과 같이 변형할 수 있다.

5) 한편 본 연구보고서 분석에서 원용한 케이스인 미국의 경우에 Federal fund rate와 (Federal

fund rate의 장기국채수익률 대비) 장단기금리 격차 사이의 상관관계의 경우에도 기간에 따라서

큰 차이를 보인다. 1980년대 중반 이후 최근까지는 0.67이나 1990년대 후반의 단기 기간과 2008

년 이후의 단기 기간에는 상관관계가 거의 나타나지 않는다.

- 17 -

.

위에서 는 장기실질금리의 평균이며,

. 만약 (인플레이션이

반영되어 있는) 장기금리로부터 단기금리로 1 : 1의 관계가 적용된다면

이며, 이 경우 위 식으로부터 다음과 같은 식을 도출할 수 있다.

. (8)

위 식은 좌변에 단기금리뿐 아니라 장기금리도 있기 때문에, 일반적인 Taylor

준칙과 상이하다. 그런데 앞서 도출하였듯이 장기금리에는 기대인플레이션이

포함되어 있으므로 좌변의 장기금리와 우변의 인플레이션 항을 합하여 고려

하면 일반적인 Taylor준칙과 비슷한 것이다. 그리고 위 식은 중앙은행의 타

겟 목표가 단기금리임에도 불구하고 장단기금리 격차가 타겟 목표인 것으로

나타나는 문제처럼 보이지만, 앞에서 인용한 Laurent(1988), Bernanke and

Blinder(1992), Christensen and Nielsen(2009) 등이 장기금리와 단기금리

사이의 스프레드를 유용한 정책지표라고 제시한 주장을 수용한다면 해결될

수 있다고 하겠다. Juselius(1996)와 Brűgemann(2003)은 독일에 대하여,

Christensen and Nielsen(2009)은 미국에 대하여 식(8)과 유사한 형태로

Taylor준칙을 실증분석하고 있다.

한편 Taylor(2001)는 개방경제에서 환율을 고려할 때 Ball(1999)을 따라서

이전기간의 환율과 현재기간의 환율을 추가한 식을 제안하였다. 식(8)에 그

러한 제안을 적용하면 다음과 같이 될 것이다.

.

환율의 계수 가 음의 값을 갖는 것은, 현재의 환율절상(의 상승)이

동기간 경제를 긴축시키므로 이에 대응하여 금리를 낮추어 주어야 함을 뜻한

다. 가 양의 값을 갖는 것은 전기의 환율이 시차를 두고 영향을 미치는 것

을 가리킨다. 특히 두 계수가 동일한 값( )을 가지는 경우에는 다음과

같이 변형할 수 있다.

- 18 -

즉

(9)

즉 이 경우 환율수준, 가 아니라 환율변화율, 가 금리정책에 영

향을 주는 것을 나타내는 셈이 된다. 환율변화율(원화절상률), 가 양

(+)이면 금리를 인하하는 정책을 수행한다는 것이다.

우리는 여기서 먼저 기본모형에서 식(8)과 같은 관계식을 적용하고, 확장모

형에서 식(9)와 같은 관계식을 적용하고자 한다. 식(9)는 환율변화율로 나타

낸 것이다. 확장모형에서 환율변화율과 관련하여 몇 분기 동안의 변화율로

설정할지는 데이터를 통해 확인하여야 할 것이다.

3. 환율결정함수

Frankel(1979)은 통화론적 접근법을 일반화시킨 환율결정이론을 제시하였

다. 즉 신축가격 통화론적 접근법이 단기에도 구매력평가가 성립한다고 하고,

경직가격 통화론적 접근법은 기대 인플레이션을 고려하지 않는다는 문제점을

지적하면서, 가격의 경직성과 국내외 기대인플레이션 격차를 고려하여, 이른

바 실질금리격차 모형을 제시하였다. 즉

.

위에서 *는 해외 관련 변수들을 가리키고, 모든 . 우리나

라 환율결정에 위와 같은 Frankel(1979)의 실질금리격차이론이 그대로 적용

될 수 있을 만큼 (본 연구보고서의 분석기간에 포함되는) 1980년대 후반에

국제간 이동성이 충분하였는지 문제가 될 수 있을 것이다. 김진용․권성택

(2003)은 1990년부터의 표본기간에 이 이론이 적용됨을 보여주는데, 본 연구

보고서의 1987년부터의 표본기간과 크게 차이가 나지 않는다. 그리고 심지어

1970년대 및 1980년대를 포함하고 있는 한국은행의 BOKAM97 모형(김양

- 19 -

우․이긍희, 1998) 및 BOK97 모형(김양우․장동구․이긍희, 1997)에서도 국내

외금리차가 장기자본수지를 통해 환율에 영향을 미쳤음을 실증분석하고 있다.

그런데 두 국가간 장기금리 격차는 두 국가간 인플레이션 격차를 반영한다

고 할 수 있다. 즉 기대 인플레이션의 대용변수로 실제 인플레이션과 장기금

리를 사용하는 방법이 있는데, 여기서는 피셔가설에 입각하여 장기금리를 기

대인플레이션의 대용변수로 사용하기로 한다. 장기금리에는 기대인플레이션

이외에 생산성증대 또는 기대성장률 등이 포함된다고 할 수 있는데, 자국 및

해외의 생산성증대 또는 기대성장률 등은 대체로 장기추세를 가진다고 간략

하게 가정한 셈이다. 그리고 기대 인플레이션의 대용변수로 장기금리 대신에,

예를 들어 적응적 기대를 적용하면 현재 인플레이션을 적용하는 것이 더 타

당할 수도 있으나, 분석결과가 기대한 것과 달라 고려하지 않았다. 기대인플

레이션의 추정 및 대용변수 등은 향후 더 연구할 과제이다. 따라서 위 식은

다음과 같이 변형될 수 있다.

′

.

더 나아가 해외 변수들이 일정하게 주어져 있다고 가정할 수 있다. 위 식

은 다시 다음과 같이 변형될 수 있다.

′

.

위에서 ′는 와 해외 변수들의 값을 모두 포함한 것이다. 해외 변수들

이 일정하게 주어졌다고 단순하게 가정하는 것은 이들의 합계가 국가 간에

모두 상쇄될 수 있기 때문이다. 앞서 언급한 김진용․권성택(2003)은 우리나

라의 환율결정에 대한 실증분석 결과 위의 식에서 과 가 비슷한 값을

갖고, 와 도 서로 비슷한 값을 가지는 것을 보여주었다. 이러한 추정 결

과를 반영하면 위 식은 다음과 같이 더 간단하게 변형될 수 있다.

′

. (10)

- 20 -

즉 통화의 소득유통속도 가 증가하면 환율이 상승(원화절상)하

고, 단기금리와 장기금리 스프레드

가 커지면 환율이 상승(원화절상)한

다는 것을 뜻한다.

- 21 -

V. 한국경제의 공적분 VAR모형-기본모형

이제부터 <그림 1>에 나타낸, 다음과 같은 5변수로 이루어진 공적분 VAR

모형을 분석한다(단 확장모형에서 추가하여 고려하는 실질실효환율 변화율도

그림에 나타낸다.).

′ (11)

(Lf/CPI)의 자연로그

(계절조정명목GDP/CPI)의 자연로그

콜금리-국민주택채권수익률

4분기동안 CPI인플레이션, 즉

명목실효환율의 자연로그 (이것의 상승은 원화절상)

자료출처는 International Financial Statistics(International Monetary Fund)

와 경제통계시스템(한국은행)이다. 표본기간은 1987년 1분기부터 2010년 4분

기까지이다.

명목실효환율 대신에 실질실효환율을 사용한 경우에는 유의한 결과를 얻지

못하였으므로 여기에서는 명목실효환율을 사용한다. 5년 만기 국채수익률을 사

용할 경우에는 표본기간의 전반부에는 자료가 없기 때문에 표본기간 중 자료

가 있는 국민주택채권 수익률을 사용한다. EViews를 활용하여 계량분석한다.

- 22 -

<그림 1> 실질Lf통화량, 실질GDP, 금리스프레드, 인플레이션,

명목실효환율 수준 및 실질실효환율 변화율

7.0

7.5

8.0

8.5

9.0

9.5

10.0

1990 1995 2000 2005 2010

L_LFSA_CPI

6.0

6.4

6.8

7.2

7.6

8.0

1990 1995 2000 2005 2010

L_R_GDPSABOK_CPI

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

.08

1990 1995 2000 2005 2010

L_RS_RL

.00

.02

.04

.06

.08

.10

.12

1990 1995 2000 2005 2010

INF_CPI

4.2

4.4

4.6

4.8

5.0

5.2

1990 1995 2000 2005 2010

L_NEER

-.4

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

1990 1995 2000 2005 2010

DREER_4

주 : 위에서부터 차례로 , ,

, , , 를 가리킨다.

- 23 -

1. 제약조건 없는 VAR모형

분기자료를 사용하므로 다음과 같은, 분기계절더미를 이용한다.

VAR(k)모형의 최적시차(k)는, 분기모형임을 고려하여 처음에 4로부터 시

작한 후 검정한 결과 AIC 기준에 의하여 k=4로 설정한다. 이에 본 연구보고

서의 표본기간은 1987년 1분기부터 2010년 4분기까지이며 관측치는 96개가

된다. 제약조건 없는 VAR모형은 순전히 통계적 표현이며 추정된 계수들 자

체가 그대로 경제학적 해석에 부합하는 것은 아니다. VAR모형은 아래에서

수행하는 공적분 분석의 기초가 되며, 여기서 중요한 것은 진단적 검정(diag-

nostic test)을 통과해야 한다는 점이다. 자료에 대한, 제약조건 없는 VAR(4)

모형을 이용하여 모형의 진단적 검증을 한 결과 잔차항의 비정규성 등 문제

가 있음을 발견한다. 이것은 표본기간중 정책변화 또는 구조변화 등에 따른

특이점(outlier)때문이며 따라서 아래와 같은 네 개의 더미를 외생변수로 추

가한다. 각 더미는 일회성 충격더미(impulse dummy)이므로 공적분 VAR모

형에 추정상 문제를 일으키지 않는다.

그외의기간에는

첫째 더미 는 낮은 국제금리, 저유가, 일본엔화대비 미국달러와의 절하

등 이른바 3저 효과에 따른 경상수지 및 자본수지의 개선이 발생한 1987년

상황을 반영한다. 국제수지 개선으로 인한 해외요인에 의한 국내통화량 증대

는 1987년 말 인플레이션의 급등을 가져왔다. 둘째 더미와 셋째 더미 와

는 외환위기로 인한 1997년 4분기와 1998년 1분기의 특이점을 각각 나

타내기 위한 것이다. 넷째 더미 는 글로벌 금융위기로 인한 2008년 4분

기의 특이사항을 반영하는 것이다. 특히 외환위기 기간에 해당하는 두 개의

1회성 충격더미 즉 및 를 통해서 실증분석한

- 24 -

다음의 결과를 두고 볼 때, 외환위기 이전과 이후를 나눌 만한 구조적인 변

화가 있던 것은 아니라고 할 수 있다. 만약 외환위기 이전과 이후를 둘로 나

눌 구조적인 변화가 있었더라면 1회성 충격더미 대신에 shift dummy 등을

활용해야 할텐데 본 연구보고서에서는 그럴 필요가 없는 것으로 판단된다.

<표 1> 더미에 따른 진단적 검정결과

자기상관 정규성 (왜도) 이분산

5개의 변수 각각,

더미 없음 0.001 0.011 0.662 0.157 0.511 0.072 0.000 0.019

계절 더미 0.150 0.021 0.833 0.052 0.550 0.164 0.053 0.074

모든 더미 0.053 0.223 0.643 0.565 0.709 0.207 0.235 0.413

주 : 숫자는 p-값을 가리킨다. 정규성 중 첨도는 크게 문제를 야기하지 않는 것으로 밝혀

졌으므로 생략한다.

<표 1>은 더미 유무에 따라 달라지는 진단적 검정 결과를 보여준다. 이러

한 더미를 추가함으로써 진단적 검정을 대체로 통과한 제약조건 없는 VAR(4)

모형을 얻게 되었다. 그리고 별도의 검정 결과 이 VAR(4)모형은 모든 근이

단위원(unit circle) 안에 있어서 안정조건을 충족한다. 이제 제약조건 없는

VAR(4)모형을 이하 분석의 기초로 활용할 수 있게 된다.

2. 공적분계수 결정

먼저 앞에서 구한 제약조건 없는 VAR(4)모형의 공적분계수 r을 찾는다.

<표 2>와 <표 3>은 최적시차가 4인, 5변수 VAR(4)모형의 로그우도비

(logLR) 검정결과를 보여주고 있다. 둘 다 절편과 선형추세가 있는 경우이

다. <표 2>는 더미가 전혀 없는 경우로서 5변수 VAR(4)모형에 기초한 로

그우도비 검정통계량에 의하면 , ≤ , ≤ , ≤ 라는 귀무가설들을

차례로 기각하고 을 지지하고 있다. <표 3>은 앞에서 언급한 더미들이

다 포함된 경우의 로그우도비 검정결과를 보여주고 있는데, , ≤ ,

≤ , ≤ , ≤ 라는 귀무가설들을 차례로 기각하고 을 지지하고 있

다. 계량분석 프로그램에 따라 차이가 있을 수 있는데, 본 연구보고서에서 주

로 사용하는 EViews에서는 더미가 있는 경우에는 검정통계량을 조정할 필

- 25 -

요가 있다. 이에 본 연구보고서에서는 로 결정한다.

<표 2> 5변수 VAR(4)모형의 공적분계수 결정

(트레이스 기준 ; 더미 없는 경우)

≤ ≤ ≤ ≤

log 141.28** 82.52** 46.19* 21.07 7.80

주 : **와 *는 각각 1%와 5%의 유의수준을 가리킨다.

<표 3> 5변수 VAR(4)모형의 공적분계수 결정

(트레이스 기준 ; 더미를 모두 넣은 경우)

≤ ≤ ≤ ≤

log 166.47** 110.61** 61.28** 26.68* 6.87

주 : **와 *는 각각 1%와 5%의 유의수준을 가리킨다.

그리고 Johansen(1996, p.74)이 제시한 검정방법을 이용하여 각각의 변수

가 안정적인가를 확인한다. 즉 더미를 모두 넣고 인 VAR(4)모형에서

하나의 공적분 관계식에서 번째 변수( , 기본모형에서 )의 계

수 를 1로, 나머지 네 변수의 계수 (≠ , 기본모형에서 )를 각각 0

으로 하는 제약조건을 이용하여 번째 변수가 I(0)인지 검정한다. <표 4>에

서 다섯 개의 변수가 각각 I(0)임을 5% 유의수준에서 기각함을 알 수 있다.

(단 공적분 관계식의 식별은 아직 안 되고 있다.) 이러한 검정결과는 다소

의외일 수 있다. 즉 금리스프레드와 인플레이션은 다른 거시경제변수들과 달

리 I(1)보다 I(0)일 수 있기 때문이다. 실제 동일한 표본기간 동안에 ADF

검정결과, 금리스프레드가 I(1)이라는 가설이, AIC 기준으로 시차=3에서, 5%

유의수준에서 채택되고 10% 유의수준에서 기각되며, 인플레이션이 I(1)이라

는 가설이, AIC 기준으로 시차=4에서, 10% 유의수준에서도 채택된다. 즉

5% 유의수준에서 두 변수 모두 I(0)라는 가설이 기각되며, 10% 유의수준에

서만 금리스프레드가 I(0)라는 가설이 기각되지 않는다. 이에 대하여 우리는

Johansen 검정 또는 ADF 검정 등 상이한 검정방법에 따라서 단위근검정

결과가 달라질 수 있다는 일반적인 관찰 이외에 다음과 같은 점을 유의할 필

요가 있다. 즉 I(0) 또는 I(1) 변수들로 이루어진 공적분 VAR 모형에서 유

- 26 -

한한 짧은 표본기간에 각 변수에 대하여 “진정한” I(0) 또는 I(1)의 판단이

불가능하다는 것이다. 물론 유한한 짧은 표본기간에 공적분 관계식을 가진다

고 판단되는 관계식이, 위와 똑같이 “진정한” I(0)인지 판단하는 것도 문제가

된다. 그렇지만 각 변수의 I(0) 또는 I(1) 여부보다 공적분 관계식의 I(0) 여

부에 더 주목하는 것이 낫다고 할 수 있는 것이다. 많은 경우에 거시경제변

수들이 I(0)보다는 I(1)의 경향을 보이는데, 실증분석을 통해서 찾아진 공적

분 관계식에 의해서 이들 사이의 조합이 I(0)로 “해결”된다고 할 수 있기 때

문이다.

<표 4> 5변수 VAR(4)모형에서 각 변수의 안정성 검정

변 수

(2) 8.915 13.140 17.621 17.544 9.002

p-값 0.012 0.001 0.000 0.001 0.011

주 : p-값은 해당 변수가 안정적, 즉 I(0)이라는 가설에 대한 유의수준을 가리킨다.

<표 5> 5변수 VAR(4)모형에서 각 변수의 약외생성 검정

변 수

(3) 13.02 1.658 29.90 27.49 8.976

p-값 0.004 0.646 0.000 0.000 0.029

주 : p-값은 해당 변수가 약외생성을 지닌다는 가설에 대한 유의수준을 가리킨다.

그리고 Johansen(1996)이 제시한 검정방법을 이용하여 각각의 변수가 약

외생성(weak exogeneity)을 지녔는지 확인한다. 약외생성에 대하여는 Engle

et al.(1983)을 참고할 수 있다. 즉 더미를 모두 넣고 인 VAR(4)모형에

서 번째 변수( 기본모형에서 )의 조정계수들 를

모두 0으로 하는 제약조건을 이용하여 번째 변수가 약외생성을 지님을 검정

한다. <표 5>에서 실질GDP의 약외생성 가설이 5% 유의수준에서 채택됨을

알 수 있다(단 공적분 관계식의 식별은 아직 안 되고 있다.). 다섯 개의 변수

중 하나인 실질GDP가 약외생성을 지닌다.

- 27 -

3. 제약조건을 통한 공적분 관계식 및 조정벡터 추정

공적분계수를 결정한 다음에 공적분 VAR모형 안에 있는 공적분 관계식과

조정벡터에 대한 결합제약조건에 대하여, 여타 분석방법에서 결합귀무가설을

검정하듯이, 검정하여야 한다. 즉 공적분계수를 확인한 다음에 앞의 식(3)을

추정할 수 있는 것이다. Johansen(1996, Ch.3)이 보여주었듯이 공적분 관계

식들은 VAR모형 안에 있는 attractor sets를 가리킨다. 그러므로 경제학적

으로 해석 가능한 공적분 관계식이 유의한지, 조정메커니즘이 공적분 모형

안에서 어떻게 작동하는지를 검정하는 것이 중요하다.

지금까지 다섯 개의 변수가 각각 불안정적이며, 그 중 실질GDP는 약외생

성을 지녔음을 확인하였다. 이제 앞에서 논의한 세 개의 함수식(5), (8), (10)

을 각각 차례로 검정하기로 한다. Johansen(1996)이 제시한 검정방법을 이용

하여 각각의 함수가 유의한가를 검정한다. 즉 더미를 모두 넣고 VAR(4)모형

에서 번째 공적분 관계식( 기본모형에서 )에 대하여 해당 함

수와 동일한 값의 계수들 에 대한 제약조건을 검정한다. 그런데 여기서는

추가적인 약외생성 제약조건 등이 없이 각 함수에 대응한 벡터를 검정할 경

우에는 제약조건이 유효(binding)하지 않았기 때문에 우도비 검정(LR test)이

불가능하고 따라서 p-값도 구해지지 않았다. 그러므로 약외생성 제약조건을

함께 넣어서 검정한다.

<표 6> 통화수요함수 벡터

(약외생성 제약조건을 넣음)

계 수

제약조건 또는 추정치 1 -1 -1.84 1.84 -0.25 -0.003

주 : (3)=1.658, p-값은 0.646이다.

먼저 통화수요함수 (5)에 대한 검정결과를 나타낸 <표 6>에서 보듯이 공

적분 VAR모형이 가지고 있는 세 개( )의 공적분 관계식 중 하나는 앞에

서 제시한 통화수요함수일 수 있음을 알 수 있다(단 아직 공적분 관계식들은

식별되지 않는다.).

다음에 통화정책함수 (8)에 대한 검정결과를 나타낸 <표 7>에서 보듯이

- 28 -

공적분 VAR모형이 가지고 있는 세 개( )의 공적분 관계식 중 다른 하나

는 앞에서 제시한 통화정책함수일 수 있음을 알 수 있다(단 아직 공적분 관

계식들은 식별되고 있지 않다.). 그런데 환율변수를 넣은 경우(즉 ≠인

경우) 그 부호가 기대하지 않은 부호이므로 더 이상 고려하지 않았다.

끝으로 환율결정함수 (10)에 대한 검정결과를 나타낸 <표 8>에서 보듯이

공적분 VAR모형이 가지고 있는 세 개( )의 공적분 관계식 중 또 다른

하나는 앞에서 제시한 환율결정함수일 수 있음을 알 수 있다6)(단 아직 공적

분 관계식들은 식별되지 않는다.).

<표 7> 통화정책함수 벡터

(약외생성 제약조건을 넣음)

계 수

제약조건 또는 추정치 0 -0.159 1 -0.623 0 0.001

주 : (3)=1.658, p-값은 0.646이다.

<표 8> 환율결정함수 벡터

(약외생성 제약조건을 넣음)

계 수

제약조건 또는 추정치 16.00 -16.00 -46.49 0 1 -0.04

주 : (3)=1.676, p-값은 0.642이다.

이러한 여러 제약조건에 대한 일련의 검정을 통해 이제 다음과 같은 결합

제약조건을 가진 공적분 관계식 및 조정벡터를 가진 VAR(4)모형을 추정할

수 있게 되었다.7) <표 9>의 행렬 안에 *표로 나타낸 원소는 아무 제약조건

이 없는 것이며 그 외의 요소는 일정한 제약조건이 있는 것이다. 앞에서는

이들 벡터들이 아직 식별되지 않았으나 이제는 식별할 수 있게 되었다.

6) 한편 <표 8>에서 명목실효환율 대신에 실질GDP에 대하여 정규화하여 총수요곡선식을 모색해

볼 수 있다. 유사한 분석 결과가 Choo(2011)에 제시되고 있다. 이 경우 실질통화량 증가, 장기

금리 대비 단기금리 하락, 그리고 원화절상에 의해 실질GDP가 증가함을 뜻한다. 그러나 원화절

상이 실질GDP 증가를 유발한다고 보기는 어렵다. 총수요곡선에는 인플레이션이 고려될 수 있으

므로 인플레이션 대신 명목실효환율을 0으로 제약하여 보았으나 유의한 결과를 얻지 못하였다.

7) 제약조건이 다른 경우로, 유사한 분석 결과가 Choo and Kurita(2011b)에 제시된 바 있다.

- 29 -

<표 9>의 행렬 둘째 행(row)의 요소들이 모두 0인 것은 <표 5>에서

확인한 둘째 변수, 의 약외생성을 반영한 것이다. 행렬에서 첫째 열

(column)은 <표 6>의 통화수요함수를, 둘째 열은 <표 7>의 통화정책함수

를, 셋째 열은 <표 8>의 명목실효환율 결정함수를 반영한 것이다. 그리고

행렬에서 어떤 요소들이 추가적으로 0인 것은 식별과정에서 그 추정치가 유

의하지 않았기 때문에 제외해도 되었기 때문이다. (이미 앞에서 그랬듯이)

공적분 관계식 세 개를 각각 ,

, 에 대하여 정규화(normalize)

하고 있다.

<표 9> 결합제약조건을 고려하여 추정하기 위한 VAR(4)모형

,

,

<표 10> 조정벡터 및 공적분 관계식이 추정된 5변수 VAR(4)모형

,

주 : 로그우도비(logLR) 통계량은 (6)=3.098로 p-값=0.796이다. 괄호 속의 값은 표준오

차를 가리킨다.

<표 10>은 추정결과를 나타내고 있다. 로그우도비 검정결과 p-값이 0.796

이며, 각 계수들의 추정치가 유의하며, 그 부호가 기대한 부호이므로 <표 9>

- 30 -

의 결합제약조건으로 나타낸 귀무가설이 5% 유의수준에서 기각되지 않는다

는 결론을 얻게 되었다. 공적분 관계식에서 모두 추세(t)가 유의하게 나타나

고 있다. 여기에는 나타내지 않았지만 표본기간을 조금 줄이더라도 유사한,

유의한 결과를 얻을 수 있다.

이제 제약조건 아래서의 3개의 공적분 관계식의 의의를 살펴보기로 한다.

공적분 관계식을 각각 라고 하자. <표 10>의 행렬의 [1]열에

나타낸 것과 같이 첫째 공적분 관계식은 다음과 같다.

. (12)

이것은 제IV장에서 제시한 통화수요함수의 식(5)와 일치한다. 따라서 이 관

계식 는 우리나라의 통화수요함수를 실증적으로 나타낸 것이라고 할 수 있

다. 특히 명목실효환율 상승(원화절상)이 통화수요 증가를 가져온다는 것을 뜻

한다. 그 외에 실질통화수요는 실질GDP와 정비례하여 변동하며, 단기금리와

정의 관계, 장기금리와 역의 관계, 인플레이션과 역의 관계가 있음을 뜻한다.

<표 10>의 행렬의 [2]열에서 둘째 공적분 관계식을 정리하면 다음과 같다.

. (13)

이것은 제4장에서 제시한 통화정책함수의 식(8)과 일치한다. 따라서 이 관

계식 는 우리나라에서의 통화정책함수를 실증적으로 나타낸 것이라고 할

수 있다. 실질GDP가 증가하면 장기금리 대비 단기금리를 인상하며, 인플레

이션이 높아지면 장기금리 대비 단기금리를 인상함을 뜻한다. 단, 단기금리와

장기금리가 각각 얼마만큼씩 영향을 주는지를 여기서 밝히지 못하는 문제점

이 있다. 그러나 앞서 살펴보았듯이 단기금리와 장단기금리 격차 사이의 상

관계수가 대부분의 기간중 꽤 높으므로 장단기금리 격차가 통화정책을 어느

정도는 반영한다고 할 수 있겠다. 한편 명목실효환율은, 그 수준만 분석에 고

려하였을 때 통화정책에 영향을 미치지 않는다고 할 수 있다. 제VI장 확장모

형에서는 명목실효환율의 수준뿐 아니라 실질실효환율의 변화율도 분석에 고

려함으로써 이들이 통화정책에 어떤 영향을 미치는지 살펴보게 된다.

<표 10>의 행렬의 [3]열에 나타낸 바와 같이 셋째 공적분 관계식은 다음

- 31 -

과 같다.

. (14)

이것은 제IV장에서 제시한 환율결정함수의 식(10)과 일치한다. 따라서 이

관계식 는 우리나라에서의 명목실효환율 결정함수를 실증적으로 나타낸

것이라고 할 수 있다. 실질GDP가 증가하면 명목실효환율이 상승(원화절상)

하며, 실질통화량이 증가하면 명목실효환율이 하락(원화절하)하고, 장기금리

대비 단기금리가 상승하면 명목실효환율이 상승(원화절상)함을 뜻한다.

다음에 <표 10>의 행렬에 나타낸, 에 대응하는 조정

벡터를 살펴보자. 행렬의 [1]열에서 이외의 다른 변수들, 즉 ,

, , 의 조정계수가 매우 유의함을 알 수 있다. 이것은 으로

나타낸 불균형오차에 대하여 이외의 다른 변수들, 즉 ,

, ,

가 모두 반응을 한다는 뜻이다. 행렬의 [2]열에서

, 의 조정계수

가 매우 유의함을 알 수 있다. 이것은 으로 나타낸 불균형오차에 대하

여

, 두 변수만 반응을 한다는 뜻이다. 행렬의 [3]열에서

,

, 의 조정계수가 매우 유의함을 알 수 있다. 이것은 으로 나타낸

불균형오차에 대하여

, , 가 반응을 한다는 뜻이다.

세 개의 공적분 관계식 는 I(0)의 오차수정 시스템에서 오차수

정메커니즘으로 작용하는데, 아래에서 살펴보기로 한다.

4. 오차수정 시스템

축약된 오차수정 시스템에서 유의하지 않은 변수들을 제거하고 다음과 같

은 식들을 구할 수 있다. 계수 아래 괄호 안의 값은 표준오차를 가리킨다.

(0.005) (0.005) (0.06)

(0.01) (0.003) (0.003) (0.001)

- 32 -

(0.08) (0.13) (0.02) (0.01)

(0.01) (0.003) (0.003) (0.002)

(0.02) (0.07) (0.004) (0.05) (0.06)

(0.01) (0.01) (0.002) (0.001) (15)

(0.02) (0.07) (0.004) (0.07) (0.05)

(0.05) (0.07) (0.08) (0.02)

(0.007) (0.01) (0.001)

(0.08) (0.02) (0.18) (0.29) (0.07)

(0.03) (0.03) (0.03) (0.004)

여기서 오차수정 시스템 (15)에 나타낸 , ,

, , 의 각 식

에서 조정구조를 다시 살펴보자. 첫째, 실질통화량의 차분 는

에만 반응을 하고 있다. 즉 의 식을 오차수정항에 주목하여

다시 정리하면 다음과 같다.

.

- 33 -

이러한 조정구조는 을 를 중심으로 하여 정규화한 것과 일맥

상통한다. 이러한 사실은 을 우리나라의 통화수요함수라고 하는 해석을

뒷받침하는 것이다(Johansen 공적분 VAR모형에서는 어떤 변수를 종속변수

로 해석할 것인가가 필요하기 때문에 본 연구보고서에서 이와 관련한 논의를

하는 것이다.). 둘째, 실질GDP의 차분 는 의 어느 것

에도 반응하지 않는, 약외생성을 지녔음을 보여준다. 셋째, 금리 스프레드의 차

분

는 모두에 반응을 하고 있다. 즉

의 식을 오차수정항에 주목하여 다시 정리하면 다음과 같다.

.

그런데 앞에서 를

를 중심으로 정규화하였다. 이것은 위 식에서

가 에 가장 크게 반응하고 있는 사실과 일맥상통한다. 즉

를 우리나라의 통화정책함수라고 해석하는 것을 뒷받침하는 것이다. 또

한

가 에도 반응하고 있는데, 이것은 금리중심의 통화정책함

수가 통화수요에도 영향을 받고 있음을 뜻한다. 즉 통화당국은 통화수요 행

태에 대하여도 주목하면서 정책을 수행한다고 해석할 수 있다. 단, 단기금리

와 장기금리가 각각 얼마만큼씩 영향을 받는지 여기서 밝히지 못하는 문제점

이 있다. 그리고

가 에도 반응하고 있는데, 이것은 금리중심의

통화정책함수가 명목실효환율에도 영향을 받고 있음을 뜻하는 것이다. 즉 통

화당국은 명목실효환율에 대하여도 주목하면서 정책을 수행한다고 해석할 수

있다. 물론 여기서도 단기금리와 장기금리가 각각 얼마나 영향을 받는지 규

명하지 못하는 한계가 있다. 더 나아가 의 계수가 -0.33으로 절대값이

상당히 큰 편인데, 이것은 통화정책이 불균형오차에 대하여 상당히 빨리 반

응한다는 것이고, 통화정책이 한국경제운용에서 차지하는 비중이 크다는 것

을 뜻한다. 넷째, 인플레이션의 차분 는 , , 모두에 반

응을 하고 있다. 즉

의 식을 오차수정항에 주목하여 다시 정리하면

다음과 같다.

.

- 34 -

인플레이션은 통화, 금리, 명목실효환율 등에 모두 반응하고 있음을 뜻한

다. 다섯째, 명목실효환율의 차분 는 과 에 반응을 하고 있

다. 즉 의 식을 오차수정항에 주목하여 다시 정리하면 다음과 같다.

.

앞에서 를 를 중심으로 정규화하였다. 이것은 위 식에서 가

에 음(-)의 방향으로 반응하고 있는 사실과 일맥상통한다. 즉 를

우리나라의 명목실효환율 결정함수라고 해석하는 것을 뒷받침하는 것이다.

또한 가 에도 반응하고 있는데, 이것은 명목실효환율 결정함수가

통화수요에도 영향을 받고 있음을 뜻하는 것이다.

식(15)로 나타낸 오차수정 시스템의 각 변수들의 실제치와 추정치를 그림

으로 나타내면 <그림 2>와 같다.

- 35 -

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1990 1995 2000 2005 2010

D_LF_ACTUAL__ D_LF_FITTED__

-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

1990 1995 2000 2005 2010

D_Y_ACTUAL__ D_Y_FITTED__

-.05

-.04

-.03

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

1990 1995 2000 2005 2010

D_RSRL_ACTUAL__ D_RSRL_FITTED__

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

1990 1995 2000 2005 2010

D_INF_ACTUAL__ D_INF_FITTED__

-.4

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

1990 1995 2000 2005 2010

D_NEER_ACTUAL__ D_NEER_FITTED__

<그림 2> 오차수정 시스템의 차분변수(실제치와 추정치)-기본모형

주 : 위에서부터 차례로 , ,

, , 의 실제치(실선)와 추정치

(점선)를 가리킨다.

- 36 -

VI. 한국경제의 공적분 VAR모형-확장모형

앞 장의 기본모형의 장기균형관계식에서 명목실효환율 수준만 분석에 고려

하였을 때 통화정책에는 영향을 미치지 않는 것으로 분석되었다. 이제 확장

모형에서는 명목실효환율 수준 및 실질실효환율 변화율을 모두 공적분 VAR

모형에 고려함으로써 이들이 통화정책에 영향을 미치는지 살펴본다. 즉 다음

과 같은 6변수로 이루어진 공적분 VAR모형을 분석한다.

′ (16)

앞의 기본모형에 더해서 새로 추가한 는 4분기 동안의 실질실효환

율의 변화율(원화절상률)을 가리킨다. IFS에 발표된 명목실효환율의 변화율

및 실질실효환율의 변화율은 서로 유사하고, 둘 사이의 상관계수가 표본기간

중 0.961에 달한다. 여기서는 실질실효환율에 기초한 원화절상률을 사용한다.

서술이 중복되지 않도록, 제V장의 기본모형과 유사한 부분은 가급적 생략하

고 확장모형에서 새로 발견하는 사항들을 중심으로 살펴본다. 그러나 중요한

분석결과는 다소 중복되더라도 동일하게 서술하기로 한다. 별도의 검정 결과

이 6변수 VAR(4)모형은 모든 근이 단위원(unit circle) 안에 있어서 안정조

건을 충족한다.

1. 공적분계수 결정

먼저 제약조건 없는 6변수 VAR(4)모형의 공적분계수 r을 찾는다. <표

11>과 <표 12>는 최적시차가 4인, 6변수 VAR(4)모형의 로그우도비(logLR)

검정결과를 보여주고 있다. 둘 다 절편과 선형추세가 있는 경우이다.

<표 11>은 더미가 전혀 없는 경우로서 6변수 VAR(4)모형에 기초한 로그

우도비 검정통계량에 의하면 , ≤ , ≤ , ≤ , ≤ 라는 귀무가설

들을 차례로 기각하고 를 지지하고 있다. <표 12>는 앞에서 언급한 동

일한 더미들이 다 포함된 경우의 로그우도비 검정결과를 보여주고 있는데,

, ≤ , ≤ , ≤ , ≤ , ≤ 라는 귀무가설들을 차례로 기각하고

를 지지하고 있다. 기본모형에서와 같은 논리로 확장모형에서는 로

- 37 -

결정한다.

<표 13>에서와 같이, 0차 적분된 즉 I(0)인 원화절상률 가 추가된

확장모형에서는, 기본모형보다 공적분계수가 1만큼 증가한 셈이다.

<표 14>에서 각각의 변수가 약외생성을 지녔는지 확인한다. <표 14>에서

실질GDP의 약외생성 가설이 5% 유의수준에서 채택됨을 알 수 있고, 실질통

화량은 기본모형에서와는 조금 다르게 10%의 유의수준에서 약외생성을 기각

<표 11> 6변수 VAR(4)모형의 공적분계수 결정

(트레이스 기준 ; 더미 없는 경우)

≤ ≤ ≤ ≤ ≤

log 241.71** 144.83** 82.14** 45.52* 23.06 7.24

주 : **와 *는 각각 1%와 5%의 유의수준을 가리킨다.

<표 12> 6변수 VAR(4)모형의 공적분계수 결정

(트레이스 기준 ; 더미를 모두 넣은 경우)

≤ ≤ ≤ ≤ ≤

log 268.90** 179.94** 112.23** 64.54** 30.48** 6.44

주 : **와 *는 각각 1%와 5%의 유의수준을 가리킨다.

<표 13> 6변수 VAR(4)모형에서 원화절상률의 안정성 검정

변 수

(2) 1.445

p-값 0.485

주 : p-값은 해당 변수가 안정적, 즉 I(0)이라는 가설에 대한 유의수준을 가리킨다.

<표 14> 6변수 VAR(4)모형에서 각 변수의 약외생성 검정

변 수

(4) 9.383 1.088 33.63 50.19 12.28 38.89

p-값 0.052 0.896 0.000 0.000 0.015 0.000

주 : p-값은 해당 변수가 약외생성을 지닌다는 가설에 대한 유의수준을 가리킨다.

- 38 -

한다. 아래의 분석에서는 우선 실질GDP만 약외생성을 가진다고 간주한다.

왜냐하면 실질통화량에 대하여 처음부터 약외생성을 가진다고 간주하면 정보

를 잃을 수 있고, 실질GDP의 약외생성 제약조건만으로 필요한 검정이 대체

로 가능하기 때문이다.

2. 제약조건을 통한 공적분 관계식 및 조정벡터 추정

이제 앞에서 논의한 식들 (5) 또는 (6), 그리고 식(9), 식(10), 또한 환율절

상률의 함수식을 각각 차례로 검정한다. Johansen(1996)이 제시한 검정방법

을 이용하여 각각의 함수가 유의한가를 검정한다. 즉 더미를 모두 넣고 실질

GDP의 약외생성 제약조건을 함께 넣어서 검정한다.

<표 15> 통화수요함수 벡터

(약외생성 제약조건을 넣음)

계 수

제약조건 또는 추정치 1 -1 -1.70 1.40 -0.16 0 -0.002

주 : (4)=1.088, p-값은 0.896이다.

<표 16> 통화정책함수 벡터

(약외생성 제약조건을 넣음)

계 수

제약조건 또는 추정치 0 -0.189 1 -1.014 0 0.514 0.002

주 : (4)=1.088, p-값은 0.896이다. 명목실효환율 변화율의 경우.

<표 17> 명목실효환율 결정함수 벡터

(약외생성 제약조건을 넣음)

계 수

제약조건 또는 추정치 2.459 -2.459 -5.083 0 1 0 -0.005

주 : (4)=1.088, p-값은 0.896이다.

- 39 -

이와 같이 <표 15>, <표 16>, <표 17> 등에서 보듯이 앞의 기본모형에

서와 대체로 비슷한 결과를 얻을 수 있는데, 단 통화정책함수는 명목실효환

율 수준은 유의하지 않지만, 그 대신에 명목실효환율 변화율이 유의한 변수

로 작용하고 있다. 즉 통화정책함수의 식(8) 대신에 식(9)와 같은 관계식을

얻을 수 있다.

한편 <표 18>은 실질실효환율 변화율에 대하여 정규화한 관계식들 중 하

나를 소개한 것이다. 이외에도 다른 형태의 제약조건들도 어느 정도 유의한

것으로 나타나지만 다음에 전체 공적분 관계식들에서 <표 18>과 같은 공적

분 관계식이 가장 유의하게 나타나므로 이것만 보고한다.

<표 18> 실질실효환율 변화율 벡터

(약외생성 제약조건을 넣음)

계 수

제약조건 또는 추정치 0.241 -0.393 0 0 0 1 0.001

주 : (4)=1.088, p-값은 0.896이다.

위에서와 같은 여러 제약조건에 대한 일련의 검정을 통해 이제 다음과 같

은 결합제약조건을 가진 공적분 관계식 및 조정벡터를 가진, 6변수 VAR(4)

모형을 추정할 수 있게 되었다. 기본모형 분석에서와 같이 <표 19>의 행렬

안에 *표로 나타낸 원소는 아무 제약조건이 없는 것이며 그 외의 요소는 일

정한 제약조건이 있는 것이다.

<표 19> 결합제약조건을 고려하여 추정하기 위한 6변수 VAR(4)모형

,

,

- 40 -

<표 20> 조정벡터 및 공적분 관계식이 추정된 6변수 VAR(4)모형

,

주 : 로그우도비(logLR) 통계량은 (11)=7.940 p-값=0.718이다. 괄호 속의 값은 표준오차.

행렬에서 둘째 행(row)의 요소들이 모두 0인 것은 <표 14>에서 확인한

둘째 변수, 의 약외생성을 반영한 것이다. 행렬에서 첫째 열은 <표 15>

의 통화수요함수를, 둘째 열은 <표 16>의 통화정책함수를, 셋째 열은 <표

17>의 명목실효환율 결정함수를, 넷째 열은 <표 18>의 실질실효환율 변화

- 41 -

율(원화정상률) 관계식을 반영한 것이다. 그리고 행렬에서 어떤 요소들이

추가적으로 0인 것은 식별과정에서 그 추정치가 유의하지 않았기 때문에 제

외해도 되었기 때문이다. 공적분 관계식 네 개를 각각 ,

, ,

에 대하여 정규화하고 있다.

<표 20>은 추정결과를 나타내고 있다. 로그우도비 검정결과 p-값이 0.718

이며, 각 계수들의 추정치가 유의하며, 그 부호가 기대한 부호이므로 <표

19>의 결합제약조건으로 나타낸 귀무가설이 5% 유의수준에서 기각되지 않

는다는 결론을 얻게 되었다. 공적분 관계식에서 모두 추세(t)가 유의하게 나

타나고 있다.

이제 제약조건 아래서의 네 개의 공적분 관계식의 의의를 살펴보기로 한

다. 공적분 관계식을 각각 , , , 라고 하자. <표 20>의 행

렬의 [1]열에 나타낸 것과 같이 첫번째 공적분 관계식은 다음과 같다.

. (17)

이것은 제IV장에서 제시한 통화수요함수의 식(5)와 일치하며 제V장 기본

모형에서 구한 식(12)와 근사하다. 이 공적분 관계식 는 우리나라의 통화

수요함수를 실증적으로 나타낸 것이라고 할 수 있다. 특히 명목실효환율 상승

(원화절상)이 통화수요 증가를 가져온다는 것을 뜻한다. 즉 개방경제 통화수

요에서 통화대체효과가 나타나고 있다. 그리고 실질통화수요는 실질GDP와

정비례하여 변동하며, 단기금리와 정의 관계, 장기금리와 역의 관계, 인플레

이션과 역의 관계가 있음을 뜻한다.

<표 20>의 행렬의 [2]열에서 두번째 공적분 관계식을 정리하면 다음과

같다.

. (18)

이것은 앞에서 제시한 통화정책함수의 제IV장의 식(9)와 일치한다. 제V장

기본모형에서 구한 식(13)과 비교하면 와 의 계수 값들이 매우 근사하지

만, 가 추가되어 있다. 실질GDP가 증가하면 장기금리 대비 단기금리

- 42 -

를 인상하며, 인플레이션이 높아지면 장기금리 대비 단기금리를 인상함을 뜻

한다. 단, 단기금리와 장기금리가 각각 얼마만큼씩 영향을 주는지는 여기서도

밝히지 못하는 문제점이 있다. 단기금리와 장단기금리 격차 사이의 상관계수

가 대부분의 기간중 꽤 높으므로 장단기금리 격차가 통화정책을 어느 정도는

반영한다고 할 수 있겠다. 특히, 실질실효환율 변화율이 통화정책에 영향을

미치고 있다고 할 수 있다. 즉 제IV장의 식(9)의 도출과정에서 언급한 바와

같이 원화절상률이 양(음)인 때에는 장기금리 대비 단기금리를 인상(인하)함

을 뜻한다. 요컨대 우리나라 통화정책에서 Taylor(1993) 준칙에 Taylor

(2001)처럼 환율 변화추이도 추가하여 고려되었다고 할 수 있다. 이러한 분

석결과는 제V장 기본모형에서는 밝힐 수 없었던 것이다.

<표 20>의 행렬의 [3]열에 나타낸 바와 같이 세번째 공적분 관계식은 다

음과 같다.

. (19)

이것은 제IV장에서 제시한 환율결정함수의 식(10)과 일치하며 제V장 기본

모형에서 구한 식(14)와 근사하다. 따라서 이 관계식 는 우리나라에서의

명목실효환율 결정함수를 실증적으로 나타낸 것이라고 할 수 있다. 실질GDP

가 증가하면 명목실효환율이 상승(원화절상)하며, 실질화폐량이 증가하면 명

목실효환율이 하락(원화절하)하고, 단기금리가 상승하면 명목실효환율이 상승

(원화절상)한다는 것을 뜻한다.

<표 20>의 행렬의 [4]열에 나타낸 바와 같이 네번째 공적분 관계식은 다

음과 같다.

. (20)

넷째 공적분 관계식 는 원화절상률에 대한 관계식으로 이해할 수 있

다. 즉 실질통화량 감소 및 실질GDP 증가는 원화절상률 상승을 가져온다.

그러면 <표 20>의 행렬에 나타낸, , , , 에 대

응하는 조정벡터를 살펴보자. 행렬의 [1]열에서 , , 이외의 다

른 변수들, 즉 ,

, 의 조정계수가 매우 유의함을 알 수 있다.

- 43 -

이것은 으로 나타낸 불균형오차에 대하여 , , 이외의 다

른 변수들, 즉 ,

, 가 모두 반응을 한다는 뜻이다. 행렬의

[2]열에서는

, , 의 조정계수가 매우 유의함을 알 수 있다. 이

것은 으로 나타낸 불균형오차에 대하여

, , 세 변수가

반응을 한다는 뜻이다. 행렬의 [3]열에서 , 이외의 다른 모든 변

수들, 즉

, , , 의 조정계수가 매우 유의함을 알 수 있다.

이것은 으로 나타낸 불균형오차에 대하여

, , , 가

모두 반응을 한다는 뜻이다. 행렬의 [4]열에서 와 의 조정계수가

매우 유의함을 알 수 있다. 이것은 으로 나타낸 불균형오차에 대하여

, 두 변수가 반응을 한다는 뜻이다. 한편, 제V장 기본모형에서의

조정벡터들과 비교하면, 를 추가함에 따라 조정계수의 유무, 조정계

수의 규모 등에서 차이가 있다.

3. 오차수정 시스템

확장모형에서 축약된 오차수정 시스템을 살펴보기로 한다. 유의하지 않은

변수들을 제거하고 식(21)을 구할 수 있다. 괄호 안의 값은 표준오차이다.

(0.005) (0.06) (0.09) (0.02)

(0.01) (0.01) (0.003) (0.003) (0.001)

(0.08) (0.13) (0.02) (0.01)

(0.01) (0.003) (0.003) (0.002)

- 44 -

(0.02) (0.08) (0.005) (0.05)

(0.09) (0.10) (0.016) (0.01)

(0.01) (0.007) (0.007) (0.01)

(0.002) (0.0010) (21)

(0.06) (0.01) (0.02) (0.07)

(0.07) (0.05) (0.08) (0.08)

(0.08) (0.08) (0.01) (0.01) (0.002)

(0.05) (0.02) (0.28) (0.32) (0.07)

(0.04) (0.03) (0.03) (0.03)(0.0030)

(0.37) (0.04) (0.14) (0.44)

(0.41) (0.44) (0.560 (0.08)

(0.09) (0.10) (0.06) (0.01)

- 45 -

그리고 오차수정 시스템 (21)에 나타낸 , ,

, , ,

의 각 식에서 조정구조를 다시 살펴보자. 첫째, 실질통화량의 차분

는 에만 반응을 하고 있다. 즉 의 식을 오차수정

항에 주목하여 다시 정리하면 다음과 같다.

이러한 조정구조는 을 를 중심으로 하여 정규화한 것과 일맥

상통한다. 이러한 사실은 기본모형과 마찬가지로 확장모형에서도 를

우리나라의 통화수요함수라고 하는 해석을 뒷받침하는 것이다. 둘째, 실질

GDP의 차분 는 , , , 의 어느 것에도 반응하지

않는, 약외생성을 지녔음을 보여준다. 셋째, 금리 스프레드의 차분

는 , , 모두에 반응을 하고 있다. 즉

의 식을

오차수정항에 주목하여 다시 정리하면 다음과 같다.

그런데 앞에서 를

를 중심으로 정규화하였다. 이것은 위

식에서

가 에 계수 절대값 0.59의 값으로 가장 크게 반응하

고 있는 사실과 일맥상통한다. 즉 기본모형에서처럼 확장모형에서도

를 우리나라의 통화정책함수라고 해석하는 것을 뒷받침하는 것이다. 또한

가 및 에도 반응하고 있는데, 이것은 금리중심의 통

화정책함수가 통화수요 및 환율에도 영향을 받고 있음을 뜻하는 것이다. 즉

확장모형에 의하면 장기관계식에서나 단기동태식에서 모두 통화정책함수가

환율의 수준 및 변화율에 영향을 받는다는 것이다. 더 나아가 의 계수

가 -0.59로 절대값이 상당히 큰 편인데, 이것은 확장모형에서도 통화정책이

불균형오차에 대하여 상당히 빨리 반응한다는 것이고, 통화정책이 한국경제

운용에서 차지하는 비중이 크다는 것을 뜻한다. 넷째, 인플레이션의 차분

는 , , 에 반응을 하고 있다. 즉 의 식을 오차수

정항에 주목하여 다시 정리하면 다음과 같다.

- 46 -

인플레이션은 통화, 금리, 환율 등에 모두 반응하고 있음을 뜻한다. 다섯째,

명목실효환율의 차분 는 과 에 반응을 하고 있다. 즉

의 식을 오차수정항에 주목하여 다시 정리하면 다음과 같다.

확장모형에서도 를 를 중심으로 정규화하였다. 이것은 위 식에서

가 에 음(-)의 방향으로 반응하고 있는 사실과 일맥상통한다. 즉

를 우리나라의 명목실효환율 결정함수라고 해석하는 것을 뒷받침하는

것이다. 또한 가 에도 반응하고 있는데, 이것은 명목실효환율 결

정함수가 통화수요에도 영향을 받고 있음을 뜻하는 것이다.

그리고 0차 적분된 즉 I(0)인 원화절상률의 차분 는 ,

, 에 반응을 하고 있다. 즉 의 식을 오차수정항에 주

목하여 다시 정리하면 다음과 같다.

앞에서 를 를 중심으로 정규화하였다. 이것은 위 식에서

가 에 음(-)의 방향으로 반응하고 있는 사실과 일맥상통한다.

즉 를 우리나라의 실질실효환율 변화율 결정함수라고 해석하는 것을

뒷받침하는 것이다.

- 47 -

<그림 3> 오차수정 시스템의 차분변수(실제치와 추정치)확장모형

-.02

-.01

.00

.01

.02

.03

.04

.05

.06

.07

1990 1995 2000 2005 2010

D_LF_ACTUAL__ D_LF_FITTED__

-.10

-.08

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

.06

1990 1995 2000 2005 2010

D_Y_ACTUAL__ D_Y_FITTED__

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

1990 1995 2000 2005 2010

D_RSRL_ACTUAL__ D_RSRL_FITTED__

-.06

-.04

-.02

.00

.02

.04

1990 1995 2000 2005 2010

D_INF_ACTUAL__ D_INF_FITTED__

-.4

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

1990 1995 2000 2005 2010

D_NEER_ACTUAL__ D_NEER_FITTED__

-.3

-.2

-.1

.0

.1

.2

.3

.4

.5

.6

1990 1995 2000 2005 2010

D_DREER_ACTUAL__ D_DREER_FITTED__

주 : 위에서부터 차례로 , ,

, , , 의 실제치(실

선)와 추정치(점선)를 가리킨다.

- 48 -

그런데 새케인즈학파 거시경제모형(New Keynesian macroeconomic model)

에서는 통화량지표와 통화수요함수 등이 경시되고 있다. 이미 Choo and

Kurita(2011)에서 분석하였지만, 여기서도 실질통화량이 한국경제 운용에서

일정한 역할을 한다는 점을 알 수 있다. 즉 오차수정 시스템 (21)의 모든 방

정식에 (실질통화량 를 포함하는) 또는 가

포함되어 있다.

식(21)로 나타낸 오차수정 시스템의 각 변수들의 실제치와 추정치를 그림

으로 나타내면 앞의 <그림 3>과 같다.

- 49 -

VII. 요약 및 결론

본 연구보고서는 1987～2010년간 한국경제의 통화수요, 통화정책, 명목실

효환율 수준, 그리고 실질실효환율 변화율 등에 대하여 공적분 VAR모형을

적용하여 실증 분석하였다.

표본기간 중 정책변화 및 구조변화가 있었지만 일정한 더미를 사용하여 장

기적으로 안정적인 공적분 관계식 및 오차수정 시스템을 도출하였다. 즉 금

융자유화, 자본자유화, 환율변동성 확대, 비은행금융기관 확대, 통화증가율 목

표제로부터 물가안정목표제로의 통화정책 전환 등이 있었으나, (1) 명목실효

환율이 포함된 통화수요함수, (2) Taylor(1993) 준칙에 실질실효환율 변화율

이 추가된 통화정책함수, (3) Frankel(1979)의 실질금리격차이론에 따른 명

목실효환율 결정함수, (4) 실질실효환율 변화율 관계식이 존재하였음을 발견

하였다.

Johansen 공적분 VAR모형은 이미 고전이 되고 DSGE(dynamic stochastic

general equilibrium)모형 등 새로운 계량기법에 자리를 내주는 경향도 보이

지만8) 공적분 VAR모형을 엄밀하게 적용하여 한국경제를 실증분석하는 사례

가 많지 않았음에 주목하면서 위와 같은 네 개의 함수를 뜻한다고 할 수 있

는 공적분 관계식을 찾았고, 오차수정 시스템을 제시하였다.

첫번째 공적분 관계식은 소득, 금리스프레드, 인플레이션 및 명목실효환율

의 통화수요함수를 나타내고, 두번째 공적분 관계식은 GDP갭 및 인플레이션

그리고 실질실효환율 변화율(원화절상률)을 감안하는, 개방경제에서의 Taylor

준칙 형태의 통화정책함수를 보여주며, 세번째 공적분 관계식은 통화량, 소

득, 단기금리 및 인플레이션에 의해 결정되는, Frankel(1979)의 실질금리격차

모형과 비슷한 명목실효환율 함수를 보여주고, 네번째 공적분 관계식은 세번

째 공적분관계식과 유사한 형태로 실질실효환율 변화율 관계식을 보여준다.

모두 이론들이 제시하는 부호를 유의하게 나타내고 있다. 추정한 오차수정

시스템도 대체로 이론에 입각하여 현실을 잘 반영하고 있다고 여겨진다.

현재 우리나라의 통화정책은 먼저 단기금리를 조정하고, 이를 통해 장기금

리에까지 파급효과를 유발하여, 경제전체에 영향을 미치는 것인데, 단 파급과

8) 각국 중앙은행의 거시경제계량모형이 이전에는 공적분-오차수정모형을 도입하다가 차차 DSGE

모형을 도입하고 있다. 한국은행도 예외가 아니다.

- 50 -

정에서 단기금리와 장기금리 사이에는 시차가 존재할 수 있다. 반면에 본 연

구보고서의 기조가 되는 장기균형모형 자체에서는 이러한 시차를 고려하지

않고, 단기금리와 장기금리를 구별하지 않는 문제점이 있다. 이러한 문제점에

도 불구하고, 분석의 편의상 여기서는 장단기금리 격차에 주목한 통화정책이

라고 이해하고자 하였다. 차후에 단기금리와 장기금리를 구분하고 시차를 적

용한, 새로운 모형을 개발함으로써 좀 더 엄밀한 분석을 할 수 있기를 기대

한다.9)

명목실효환율이 통화수요에 미치는 효과는 통화대체적인 측면이 있음을 찾

았다. 그리고 통화정책함수에는, 기본모형에서는 발견하지 못하였지만 확장모

형에서 발견한바, 원화절상률이 상승(하락)하면 장기금리 대비 단기금리를 인

하(인상)하는 점을 찾아볼 수 있었다.

그런데 새케인즈학파 거시경제모형에서는 통화량지표와 통화수요함수 등이

경시되는 반면에 본 연구보고서에서는 경제운용에서 일정한 역할을 한다는

점을 발견하였다. 그러나 이러한 통화량 및 통화수요의 중요성은 표본기간에

따라서 달라질 수 있다. 즉 외환위기 이전의 데이터에 의존한 결과인지에 대

한 의문도 제기할 수 있으므로 이에 대하여는 외환위기 이후의 기간만으로

이루어진 표본기간에 대하여 다시 엄밀하게 분석할 필요가 있을 것이다.

9) 최재용․진강(1999)은 통화정책 정보변수로서 장단기금리 격차를 고려하고, 이규복(2010)은 장단

기금리 격차와 경기기대 사이의 관계를 보여주고 있다. 이러한 두 관점 및 시차를 포함하고, 단

기금리 중심의 통화정책함수를 분석할 수 있는 엄밀한 모형 등을 상정해 볼 수 있다.

- 51 -

부록 1 : 환율을 제외한 4변수 VAR(4)모형

본문에서와 달리, 환율을 고려하지 않은 간단한 4변수 공적분 VAR모형

′ (A1)

에 대한 검정 결과를 정리하면 다음과 같다. 이 부분은 Choo and Kurita

(2011)의 모형과 비슷하지만, 물가지수로 GDP 디플레이터 대신에 CPI를 사

용하고 있는 점이 다르다.

이 경우에 최적시차는 AIC기준에 의해서 k=4로 설정하며, 절편과 선형추

세를 고려한 경우에 공적분계수는 더미 유무를 고려하여 확인한 결과 trace

기준으로 r=2라고 할 수 있다. 더미들은 본문에서와 동일하다. 여기서 특이

한 점은 (본문에서는 실질GDP만 약외생성을 지녔으나) 실질GDP와 인플레

이션, 두 변수가 약외생성을 지녔다는 것이다(따라서 이 두 변수에 대한 단

기동태식을 생략할 수 있으나 참고상 모두 포함시켜 보여주기로 한다.).

본문에서와 같이, 약외생성, 통화수요함수, 통화정책함수 등을 고려하여 다

음 <표 A1>과 같은 제약조건의 4변수 VAR(4)모형을 추정하여 볼 수 있다.

그리고 <표 A2>는 추정 결과를 보여준다.

<표 A2>로부터 두 개의 공적분 관계식을 정리하면 다음과 같다.

위 식들은 본문 제IV장의 식(5)와 (8), 즉 통화수요함수와 통화정책함수이다.

<표 A1> 결합제약조건을 고려하여 추정하기 위한 4변수 VAR(4)모형

, α̂=

,

.

- 52 -

<표 A2> 조정벡터 및 공적분 관계식이 추정된 4변수 VAR(4)모형

,

주 : 로그우도비(logLR) 통계량은 (6)=10.049, p-값은 0.123. 괄호 속의 값은 표준오차.

그리고 오차수정 시스템은 다음과 같다. 계수 아래 괄호 안의 값은 표준오

차를 가리킨다.

(0.01) (0.01)

(0.01) (0.003) (0.003) (0.001)

(A2)

(0.15) (0.02) (0.02) (0.004) (0.002)

(0.01) (0.10) (0.08) (0.05)

(0.06) (0.01) (0.09)

(0.01) (0.01) (0.002) (0.002)

(0.02) (0.07) (0.05) (0.02) (0.001)

- 53 -

문 헌 p r공적분 관계식 (제약조건)

변 수

Beyer(1998) 4 1통화수요 (통화수요의 소득탄력성=1)

실질M3, 실질GDP, 단기금리, 장기금리

Brűgemann(2003) 6 3통화수요, Taylor준칙, 필립스곡선 (여러 계수=0,1 등)

실질M3, 실질GDP, 단기금리, 장기금리, 인플레, 명목환율

Choo 외(2011) 4 2통화수요, Taylor준칙 (여러 계수=0,1)

실질M3, 실질GDP, 단기금리, 장기금리, 인플레이션,

Christensen 외(2009) 4 1Taylor준칙 (여러 계수=0 등)

단기금리, 채권금리, 인플레이션, 실업률

Crowder 외(1999) 4 2통화수요, 피셔가설 (여러 계수=0,1)

실질M, 실질소득, 금리, 인플레이션

Doornik 외(1998) 4 2통화수요, IS곡선 (여러 계수=0,1)

실질M1, 실질총지출, 금리, 인플레이션

Fisher 외(1995) 3 1명목통화수요 (명목통화수요의 물가탄력성=1)

명목M3, GDP디플레이터, 실질GDP

Hubrich (1999) 5 3통화수요,피셔가설,금리스프레드(여러 계수=0,1)

실질M3, 실질소득, 단기금리, 장기금리, 인플레이션

Johansen 외(1990) 4 1통화수요 (통화수요의 소득탄력성=1, 기타)

실질M1, 실질GDP, 채권수익률, 인플레이션

Juselius(1996) 5 3통화수요, 통화정책, 필립스곡선 (여러 계수=0,1)

실질M3, 실질GDP, 단기금리, 장기금리, 인플레이션

Lűtkepohl 외(1998) 3 1통화수요 (통화수요의 소득탄력성=1)

실질M, 실질GDP, 인플레이션

Orden 외(1993) 4 1명목통화수요 (명목통화수요의 물가탄력성=1)

명목M3, GDP디플레이터, 실질GDP, 단기금리

<표 A4> 공적분 VAR모형 사례에서 변수(p), 공적분계수(r),

공적분 관계식 및 제약조건

부록 2 : 공적분 VAR모형에서 제약조건의 의의

본문에서 언급하였듯이 공적분 VAR모형에서 먼저 공적분계수(r)를 결정

한 다음에 일정한 제약조건(restriction)을 넣어서 공적분 관계식을 얻는 절

차를 밟는다.

<표 A4>는 통화수요 또는 통화정책에 대한 문헌에서 공적분계수를 구한

다음에 어떤 일정한 제약조건을 통해서 공적분 관계식을 식별하고 있음을 보

여준다. 특히 공적분계수가 1인 경우라 하더라도 제약조건을 통해서 공적분

- 54 -

관계식을 식별하고 있음을 알 수 있다. 예를 들어 Beyer(1998)는 실질M3,

실질GDP, 단기금리, 장기금리 등 4개의 변수를 이용한 VAR모형에서 공적

분 계수가 1이라는 검정 결과에 따라 통화수요의 소득탄력성이 1이라는 제약

조건을 부여한 다음에 일정한 통화수요함수를 식별하고 있다. 그런데 혹시

공적분 관계식이 존재한다고 하더라도 아무런 제약조건 없이, 컴퓨터에 나타

난 관계식을 그대로 발표하면 식별(identification) 문제를 해결하지 않은 것

임을 유의해야 한다.

- 55 -

부록 3 : 한국은행 거시계량모형 및 한국경제에

대한 구조형 VAR모형에서 다룬 함수 및 변수

본문에서는 공적분 VAR모형을 통해 우리나라 경제를 분석하면서 실질M3,

실질GDP, 장단기금리 격차, 인플레이션, 명목실효환율 수준, 실질실효환율

변화율 등의 변수를 살펴보았다. 본 연구보고서에서 다룬 함수 및 변수들이

다른 논문들에서는 어떻게 다루어지고 있는지를 살펴봄으로써 본 연구보고서

의 모델이 일반성을 가지는 것인가를 간접적으로 비교해보기로 한다.

한국은행의 BOK97 모형(김양우․장동구․이긍희, 1997)과 BOK04 모형

(황상필․문소상․윤석현․최영일, 2005)은 장기균형식과 단기동태식을 제시

하는, 공적분-오차수정모형을 이용한 것이므로 본 연구보고서의 계량기법과

맥을 같이 한다. 명목M3 통화수요함수는 물가, GDP, 3년 만기 회사채 수익

률 등을 포함한다. 통화정책함수는 없으며 콜금리는 정책변수 즉 외생변수로

주어진다. 환율은 회사채 수익률, 해외원자재가격, 경상수지, 자본수지에 의해

결정되며, 다시 경상수지는 여러 가격지수들, 해외요인 등에 영향을 받고, 자

본수지는 경기지수, 설비투자, 주가지수, 해외 libor 금리 등에 영향을 받는

다. 2007년 이후 활용되고 있는 BOKDSGE 모형(강희돈․박양수, 2007)은

동태확률일반균형(dynamic stochastic general equilibrium)모형으로서 사용

된 VAR모형에서는 단기금리, GDP, 소비, GDP디플레이터 등을 사용하고

있다. 정책금리는 Taylor준칙과 같이 물가갭율 및 GDP갭율에 의해서 결정

되며, 환율은 경상수지와 국내외금리차에 의해서 결정된다. 나아가 경상수지

는 물가상승률 GDP갭율, 해외 GDP갭율에 영향을 받는다.

이로 보건대, 본 연구보고서가 자본자유화가 충분히 이루어지지 않았다고

도 할 수 있는 1980년대 후반부터 분석하고 있기는 하지만, 본 연구보고서가

설정한 통화수요함수, 통화정책함수, 환율결정함수는 한국은행의 여러 계량모

형에서와 대체로 유사하다고 할 수 있다.

한편 구조형 VAR모형의 한 예로서 김소영(1999)을 들 수 있다. 1980～1996

년의 표본기간중 통화정책충격을 분석하면서 단기금리, M2a, CPI, 산업생산,

환율, 국제원유가격, 미국Federal funds rate 등을 사용하고 있다. 본 연구보

고서에서는 국제원유가격, 미국Federal funds rate 등의 해외변수를 명시적

으로 다루지 않았으며, 그 외의 변수들은 서로 유사하게 활용되고 있음을 알

- 56 -

수 있다. 김소영(1997)은 당기에 단기금리가 환율 및 M2a에 영향을 받아 결

정되지만 CPI와 산업생산에는 영향을 받지 않는다는 제약을 가하여 구조형

VAR모형을 도출하여, 원화 절하시 단기금리를 인상하는 정책을 시행하였음

을 보여준다. 한편 환율은 당기에 단기금리, M2a, CPI, 산업생산, 국제원유

가격, 미국 ffr 등에 영향을 받는다는 제약을 가하고 있는데, 본문의 환율결

정식에서 고려한 변수들과 상당히 유사하다.

- 57 -

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