POSCO 중기경영환경 전망을 위한 연간거시계량경제모형 - … · posco 중기경영환경 전망을 위한 연간거시계량경제모형-posriy2005 71 이러한

POSCO 중기경영환경 전망을 위한

연간거시계량경제모형 - POSRIY2005

고 준 형∗

초 록

장기적인 목표와 비전을 가진 국내 대기업일 경우 중장기 전략의 수립은 그 성장에 있어 핵심

적인 부분이며, 이러한 전략수립을 위해서 향후 경제에 대한 전망과 대내외 충격에 따르는 파

급영향 분석이 필요하게 된다. POSRIY2005모형은 국내경제의 연간거시계량모형으로서 중

장기 경제를 전망하고 대내외 경제여건의 변화시 국내 철강수요산업에의 파급영향을 분석하

고자 개발된 것이다. 역사적 시뮬레이션 작업을 통한 실적치와 예측치의 비교를 통해 모형의

안정성과 예측력을 실험한 결과, 평균자승근%오차(RMSE%)가 주요 거시경제 변수에 대해

서 5% 이하의 낮은 예측 오차를 기록하였다. 정책 시뮬레이션을 통해 국제유가, 환율, 콜금

리의 세 변수 값을 변화시켜 내생변수에의 파급효과를 시산하였을 때, 신빙성있는 결과를 얻

을 수 있었다.

키워드 : POSRIY2005, 연간거시계량경제모형, 중장기 전망, 시뮬레이션, 예측오차.

ABSTRACT

A domestic enterprise with long-term goal and vision needs forward-looking economic

outlook and the analysis of the economic impacts from internal and external shocks to

the economy. POSRIY2005 is a Korean annual macroeconometric model which

forecasts the domestic economy and provides a basis for computing the effects of

changing economic environments on the steel consuming industries. The stability and

predictability of the model is confirmed by the historical simulation with less than 5%

root mean squared percent error (RMSE%) between the actual and predicted values of

major economic variables. The policy simulation assuming changes in oil import prices,

won/dollar exchange rates, and call rates demonstrates the usability and reliability of the

model in measuring the impacts of various economic shocks.

Keywords : POSRIY2005, Macroeconometric Model, Simulation, Forecast Error.

* 포스코경영연구소 경영연구1센터 연구위원([email protected])

POSCO 중기경영환경 전망을 위한 연간거시계량경제모형-POSRIY2005 67

I. 서 론

최근 급변하는 경제 환경 속에서 글로벌 경영을 추구하는 많은 민간 기업

들이 매분기 또는 매년마다 새로이 경영환경을 분석하고 이에 따르는 전략

목표를 세워 나가고 있다. 1997~98년에 이미 외환위기를 겪은 국내 기업들

로서는 더 이상 예상치 않은 경제 대내외적인 충격으로 필요 이상의 손실을

입지 않고자 대내외 충격시 기업에 미칠 수 있는 영향을 시나리오별로 분석

하고 그 대응 전략을 준비하는 것이 정례화되어 있다. 특히 장기적인 목표

와 비전을 가진 대기업일 경우 중장기 전략의 수립은 기업의 성장에 있어

핵심적인 부분이며, 이러한 전략수립을 위해서는 정치·사회적인 현황 인식

을 포함하는 현 경제 상황에 대한 정 한 분석 및 믿을만한 중장기 경제 전

망이 필요하게 된다.

POSCO도 최근 들어 인도 진출을 시도하며 더욱 글로벌한 기업으로서 자

리매김하고자 준비하고 있다. 이러한 가운데 철강 생산제품의 70% 이상을

내수용으로 출하하는 POSCO로서는 국내 시장의 중요성이 더욱 부각되고

있을 뿐만 아니라 향후 해외 시장 진출을 위한 지속적이고 안정적인 수익

창출이라는 측면에서도 대내외 충격을 고려한 국내경제 분석이 필수적인 상

황이다.

본고는 이러한 문제인식을 바탕으로 국내경제의 중장기 연간거시계량모형

을 수립하여 대내외 경제여건의 변화시 국내 철강수요산업에의 파급영향을

분석하기 위한 초석을 마련하고자 시도된 것이다. 지금까지는 여타 국책 및

민간 경제연구소의 단편적인 분석 결과를 가져다 씀으로써 관련 경제변수에

대한 분석에 제한이 있을 수밖에 없었고, 무엇보다도 대내외 충격시 그 경

제 동학(dynamics)을 빠른 시간 안에 분석하고 주요 경제 변수들의 시간에

따른 변화 추이를 예측하는 데 한계가 있었다. 그러나 POSCO의 경영환경

분석을 위한 모형을 개발할 경우 관심 경제변수에 좀 더 초점을 맞출 수 있

으며 추후 철강수요산업과 철강산업 예측을 위한 모형의 연계를 시도할 수

있다는 면에서 분명한 잇점을 얻을 수 있으리라 사료된다.

68 POSRI 경영연구 제6권 제1호 2006

II. POSRIY2005모형의 구조 및 특징

POSRIY2005모형은 Keynesian 체계에 바탕을 둔 중규모의 거시계량경제모

형으로서 3개의 수요부문(실물, 금융, 대외거래)과 잠재GDP를 고려한 2개의

공급부문(노동, 물가) 등 총 5개의 블록으로 구성되어 있다. 방정식체계를

보면 33개의 행태방정식(behavioral equation)과 20개의 정의식(identity)을 포

함하는 총 53개의 연립방정식1) 체계로 구성된 계량경제모형이다. 한국은행

은 2004년 3월과 11월에 걸쳐 국제 국민소득계정 기준인 1993 SNA (System

of National Accounts)에 따라 국민소득계정을 2000년 기준으로 개편하였는

바, 개편된 자료를 이용하여 모든 방정식을 추정하였다. 따라서 본모형은

1970~2004년까지 35년 동안의 연간자료를 이용하였으며, 변수의 시계열이

1980년 이후에만 사용가능하다든가 경제환경 변화나 추정상의 이유로 1980

년 이후의 시계열 사용이 불가피할 경우에만 1980~2004년의 25년간의 연간

자료를 써서 추정하였다.

재정부문은 민간기업 관련 경제변수의 분석을 위해 꼭 필요한 부분이 아

니라고 판단하여 모형화하지 않았으나 필요에 따라 추가하여 정부 재정정책

의 효과를 연립방정식 체계 내에서 분석할 수 있을 것이다. 재정부문의 도

입 없이도 정부지출의 효과는 해당 방정식에 관련 외생변수를 추가함으로써

그 정책효과를 어느 정도 추정할 수 있다.

본 모형의 특징을 간략히 살펴보면, 내구재소비함수와 설비투자함수는 가

속도 이론을 좀 더 현실적으로 적용하여 도출되었으며 그 과정에서 내구재

스톡과 설비자본스톡을 추계하여 내구재소비와 설비투자 방정식의 추정에

이용하였다. 그 이론적인 도출과정은 부문별 특징을 설명할 때에 자세히 기

술될 것이다. 그리고 경제성장의 장기적 추세선을 반영하기 위해 생산함수

접근법에 기반을 두고 잠재 GDP를 추정하였다. 또한 주요 경제변수의 전망

과 대내외 충격시의 파급효과 분석을 염두에 두고 경제변수의 연계 및 파급

효과 전달경로를 고려하여 모형을 설계하였다.

1) 계량경제이론 상으로는 통상최소자승추정법(OLS)은 연립방정식 모형의 경우 불일치 추정

의 문제가 발생하지만, 중 ·대형 거시계량모형의 경우 현실적인 문제로 최소자승추정법을

적용하는 경우가 많다. 본고에서도 실제 모형의 추정에서는 개별식에 대하여 통상최소자승

추정법을 적용하였다.


1. 실물 최종수요 부문

최종수요 부문은 국민소득 계정상의 각 지출 항목으로 구성되어 민간소비,

정부소비, 설비투자, 건설투자, 재고투자, 재화와 용역의 수출입으로 이루어

져 있다.

민간소비함수는 내구재 소비와 비내구재 소비로 분리하여 평생주기가설

(life-cycle theory)과 항상소득가설(permanent income hypothesis)에 기반을

두고 추정되었으며, 부의 효과를 반영하기 위해 실질 M2 잔고와 가계자산

등을 사용하였다. 내구재 소비와 투자이론은 Fair(2004, 1994, 1984)의 논의를

따라 일반화된 신축적 가속도이론을 이용하여 도출되었으며 아래에서 자세

히 서술될 것이다.

총수출과 총수입은 모두 대외부문(국제수지부문)에서 결정되도록 하였으

며, 국민소득계정상의 수출입은 국제수지상의 수출입과는 달리 실질 원화로

표시되므로 국제수지부문에서 결정된 달러표시 수출입액을 원화 실질 기준

으로 전환하는 환가식(bridge equation)을 설정하여 계산되었다.

(1) 민간소비(내구재)

내구재지출은 바람직한 내구재스톡을 달성하기 위한 투자의 형태를 띄고

있다. 즉 내구재가 제공하는 서비스로부터 효용을 얻는 것으로 볼 수 있다.

따라서 내구재는 축적된 자본이 감가상각 되듯이 소모되며, 내구재지출은 내

구재스톡을 증가시키는 투자의 개념으로 이해될 수 있는 것이다. 그러므로 내

구재소비는 다음과 같은 내구재스톡의 축적방정식으로부터 유도될 수 있다.

1(1 )Dt t t tKD ACPDG KDδ −= + −

(1)

여기서 는 내구재스톡, t tKD ACPDG 는 내구재소비, Dtδ 는 감가상각률

을 의미한다.

먼저, 어떠한 조정비용도 없는 경우의 바람직한 내구재스톡을 로 정

의하면, 내구재소비가 바람직한 내구재스톡과 비례한다고 가정할 때, 내구

*KD


재소비에 영향을 주는 요소들이 내구재스톡에도 영향을 줄 것이다. 따라서

바람직한 내구재스톡은 다음과 같은 함수로 표현할 수 있다.

* ( )KD f= ⋅

인구구성비, 금리, 전체 순부, 과거의 내구

재

이루어질 수 있다. 첫번째 조정

은 같은 내구재스톡의 조정이다.

(2)

여기서 )(f ⋅ 에 포함된 변수들은 내구재소비에 영향을 주는 요소들로서 가

처분소득, 소비에 영향을 미치는

소비 지출, 가계부채 등이다.

한편 내구재스톡은 두 번에 걸친 조정이

다음과

*1 1( )t t tKD KD KD KDλ− −− = −

(3)

D 가 주어지면, 내구재소비는 다음과 같이 표현될 수 있다.

*K

* *1(1 )D

t tACPDG KD KDδ −= − − (4)

번째 형태의 조정은 내구재지출의 조정이며, 다음과 같이 표현된다.

(5)

내구재지출이 변화할 때의 비용을 반영하는 것으로 볼 수 있

다

(2)-(5)를 ACPDG에 관하여 정리하면

1 t

t t t t

ACPDG ACPDG KD KD ACPDG

KD ACPDG KD f

두

t1t*

1tt )ACPDGACPDG(ACPDGACPDG ε+−γ=− −−

이 방정식은

.

식

*1 1

1 1 1

( (1 ) )

( ) ( )

Dt t t t t

D Dt t

γ δ ε

γ δ γδ γ ε− − −

− −

− = − − − +

= − + + ⋅ +

−(6)


이러한 추정식으로 부터 D 를 도출해야 하는데 KD 는 식(1)을 사용하 t t

여 도출할 수 있다. 이때

K

Dtδ 는 상수로 가정한다. 이 경우 초기 년도의 KD

는 내구재소비와 설비투자의 비율에 기계 및 장비의 자본스톡을 곱한 값을

사용하여 대략적으로 추정될 수 있다2 ). 이러한 추정 방식은 정확한 KD를

추정할 수는 없으나 KD의 추세를 반영하는 데는 크게 오차를 유발하지 않

을

구 연령별 구성비의 변화가 미치는 영향을 고려하기 위해 다음 변수들

을

AGE2=55~64세 인구/15세 이상 인구 – 15~24세 인구/15세 이상 인구

5세 이상 인구 – 15~24세 인구/15세 이상 인구

(2) 투자(설비투자)

한 자본스톡을 결정하는 과정에서 결정

된다. 즉 투자는 최적 자본스톡을 유지하기 위한 경제행위라고 할 수 있으

며, 다음과 같은 식으로 표현된다.

것으로 보인다.

인

고용하였다3).

AGE1=25~54세 인구/15세 이상 인구 – 15~24세 인구/15세 이상 인구

AGE3=65세 이상 인구/1

설비투자는 생산에 최적으로 필요

2) 기계 및 장비의 자본스톡 추정에 관하여는 1. 2) 투자(설비투자)의 마지막 부분을 참조. 초

기 년도의 내구재소비는 내구재스톡에 비례하고 설비투자는 자본스톡에 비례한다고 가정하

면, 초기 년도의 내구재스톡과 자본스톡의 비율이 내구재소비와 설비투자의 비율에 따르게

된다. 이 때 초기 년도의 자본스톡이 국부조사에 의해 추계되어 있는 경우 초기 년도의 내

구재소비와 설비투자의 비율로부터 내구재스톡을 계산해 낼 수 있다.

3) 연령층별 그룹의 분배(distribution) 효과를 고려하기 위하여 15~24세, 25~54세, 55~64세, 65세

이상의 인구를 15세 이상 인구로 나눈 비율을 사용하였다. Fair(1994)의 논의에 따라 소비에

미치는 각 연령 그룹별 분배 효과의 합은 0으로 가정하였으며, 이 경우 네 연령별 인구 비

율의 소비에 대한 추정계수의 합이 0이 된다. 따라서 이러한 제약이 있을 경우, 세 인구 비

율의 추정계수 추정시 나머지 한 비율의 추정계수는 자동으로 결정되게 된다. 각 연령층별

소비 효과와 15~24세 연령층 소비 효과의 상대적인 비중을 반영하기 위해 15~24세 연령 그

룹의 비율을 차감한다. 이 때, 각 인구 비율에서 15~24세 연령 인구 비율을 차감함으로써

절대적인 연령 그룹 효과 뿐 아니라 각 연령 그룹과 15~24세 연령 그룹과의 상대적인 효과

의 차이를 동시에 반영할 수 있다. 자세한 논의는 Fair(1994), p.81을 참조.


1(1 )t t tKtAI δFM KK KK −= −

(7) −

여기서 는 설비투자, 는 기계 및 장비의 자본스톡, tAIFM tKK Ktδ 는 감

가

본스톡의 추정을 위해서는 다음의 두 개의 방정식을 필요로 한다.

첫번째 방정식은 바람직한 자본스톡에 영향을 주는 요소들이다.

상각률을 의미한다.

자

*1

0 1 2 11 1

3 2ln ln ln ln lntt t t

t t

KKKK Y Y YKK KKMIN

α α α α−

4 3 5 4 6 ln ln t t tY Y rα α α

− −− −

⎛ ⎞ ⎛ ⎞= + ∆ + ∆ + ∆⎜ ⎟ ⎜ ⎟

⎝ ⎠ ⎝ ⎠(8)

여기서 는 자본비용(cost of capital)으로 볼 수 있으며, 는 현재

수준의 생산 Y )을 유지하기 위해서 필요한 최소한의 자본스톡을 의미한다.

− −+ ∆ + ∆ +

tr t

t

따라서

KKMIN

(

⎟⎟1 는 초과자본의 양이라고 정의할 수 있다. *K

⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛

−

−

1t

t

KKMINKK

ln K 는

자본스톡의 조정비용이 없을 때의 바람직한 자본스톡으로 정의할 수 있다.

따라서 ⎟⎟⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛

−1t

바람직한 자본스톡의 변화는 초

*

KKKKln 는 바람직한 자본스톡의 변화로 정의할 수 있다

과 자본스톡의 수량, 현재 및 과거 생산수준

의 , 그리고 자본비용에 의해 결정된다.

두번째 방정식은 바람직한 자본스톡과 실제자본스톡과의 조정과정이

아래와 같이 표현할 수 있다.

. 이때

변화

며,


t2t

1t

1t

*

2t

1t

1t

t

KKKK

lnKKKKln

KKKK

lnKKKK

ln ε+⎟⎟⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛⎟⎟⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛−⎟⎟

⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛λ=⎟⎟

⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛−⎟⎟

⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛

−

−

−−

−

−

(9)

식 (8)과 식 (9)를 결합하면 다음의 식으로 유도가 가능하다.

tt64t53t42t3

1t1t

0

r Yln YlnYln

Y)1(KK

ln

ε+λα+∆αλ+∆λα+∆λα+

λ−+⎟⎟⎞

⎜⎜⎛

λα=∆

−−−

−−

2t11t1t

t lnYlnKKlnKKMIN

KKln ∆λα+∆λα+∆⎠⎝

−− (10)

(10)의 자본의 조정으로부터 투자함수가 유도될 수 있다. 이제 투자변

수

식

tAIFM 과의 연결을 위해 식 (7) t t t t 1(1 )KAIFM KK KKδ −= − −

로 근에서의 근사 과정(approximation)4)을 거

치면 다음의 식 (11)과 같이 표시 할 수 있다.

t

의 양변에

그를 취한 후 자본의 균형점 부

1ln ln lnt tAIFM constant KK KKµ −+= ∆ +

식 (10)과 식 (11)을 결합하면

(11)

t4) 1(1 )Kt t tAIFM KK KKδ −= − − 을 다시 쓰면 ( )1 1(1 )t

t

KK Kt tKK tAIFM KKδ

− −= − − 이 된다. 양변에 로그

를 취한 후 1exp(ln )t

t

KK KKKK KK−

=1

t

t− 임을 이용하면 ( )1 1ln ln exp(ln ) (1 ) lnt

t

KK Kt tKKAIFM KKδ

− −= − − + t

로 쓸 수 있다. 이때, 우변의 전항인 ( )1ln exp(ln ) (1 )t

t

KK KtKK δ

−− − 은 ( )ln exp( ln ) (1 )K

t tKK δ∆ − −

로 표시할 수 있으며, (자본의 증가율)이 정상 상태(steady state)에서 일정 비율 g ln tKK∆

라고 가정하면 ln tKK g∆ = 부근에서 Taylor expansion으로 근사화(approximation) 할 수

있다. 따라서 정상 상태에서 1 1( exp(ln ) exp( ln ) )t t

t t

KK KK gtKK KK KK e

− −= = ∆ = 의 값을 G라고 정의

하면, 1(1 )ln ln lnK

Gt G

constant t tAIFM KK KKδ −− −

≈ + ∆ + 로 근사화 할 수 있다. (1 )KG

G δµ

− −= 로

가정하면 식 (11)을 얻을 수 있다. (참고 Campbell(1994)).


10 1 1

2 1 3 2 4 3 5 4

ln ln (1 ) ln ln

ln ln ln ln ln

t t t

t t t t

AIFM constant KK Y

Y Y Y Yr KK

µλα µ λ µλα

α µλαµλα ε

−

− − − −

= + + − ∆ + ∆⎜ ⎟⎝

++ + +

1

6 1

t

t

t t t

KKKKMIN

µλ µλα µλ α

−

−

−

⎛ ⎞

⎠+ ∆ ∆ + ∆ + ∆

(12)

여기서 tKKMIN 는 다음과 같이 추정될 수 있다. t

tt MUH

AGDPKKMIN = 로

표현 할 수 있으며, 여기서 tMUH 는 단위자본당 생산량을 의미한다. 그러

나 이 를 한다는 어려움이 있다. 또 하나의 방법은

초

방법은 tMUH 추정해야

과 자본스톡 1

1

ln t

tKKMIN−

−⎜ ⎟⎝ ⎠

의 대리변수로서 가동률(CU)을 사용하는 것이

다. 즉

KK⎛ ⎞

⎟⎠⎝CU

치를 산출할 수 있을 것이다. 한편 추정식 (10)을 추정하기 위해 식 (7)을 활

용한 자본스톡의 추정이 선행되어야 한다. 자본스톡 추정은 감가상각이 일

정하다는 가정하에서 추정되었으며, 초기 시점의 자본스톡은 국부조사

⎞⎜⎛100

를 사용함으로써 가동률(CU)을 통한 초과 자본스톡의 근사

순자산을 내생화하여 추정하였다. 민간신용은 민간

소비, 총고정자본형성과 같이 자금수요를 유발하는 변수와 자금 사용의 기

ln

5 )에

있는 기계 및 장비의 자본스톡을 활용하였다.

2. 금융부문

금융부문은 통화량과 금리의 2개 부문으로 구성되어 있으며, 외환위기 이

후 콜금리를 중간목표로 하는 금리중시 통화정책으로의 전환6)을 반영하고자

하였다.

총통화인 M2는 민간신용, 정부신용, 대외순자산의 3개 부문으로 분리하고

이 중 민간신용과 대외

5) 표학길(1998) 참조.

6) 외환위기 이전에는 통화량 증가율을 중간목표로 하는 통화량 중시 통화정책이 사용되었다.


회 설명변수로 하여 추정하였으며, 대외순자산은 경상수지와

자본수지를 원/달러 환율을 통해 원화기준으로 환산한 설명변수를 사용하여

추정하였다.

통화개념인

M3가 사용되었다.

국민계정(물량기준)의 통계산정

기준이 다르므로 먼저 통관기준 수출입 방정식을 추정한 후 환가식(bridge

eq 국제수지 기준 상품 및 서비스 수출입 함수, 그리고 국민

소득계정 기준 상품 및 서비스 수출입 함수를 연결하였다

수 있도록 하였으며, 임금 방정식에서는 명목임금

을 직접 추정하였다. 경제의 평균가동률은 수출과 설비투자에 의해 설명되

는 것으로 추정되었다.

비용인 금리를

금리는 회사채금리, 대출금리, 저축성예금금리로 나누어 추정하였으며 종

합주가지수를 추가로 추정하였다. 회사채금리의 설명변수로는 총고정자본형

성, 콜금리, 리보금리를 포함하였다. 은행대출금리의 설명변수로는 동변수의

시차변수와 국내총생산, 총통화 M2, 저축성예금금리를 포함하였으며, 저축성

예금금리의 설명변수로 회사채금리와 은행대출금리를 사용하였다. 연간 평

균종합주가지수의 설명변수로는 국내총생산, 회사채금리, 광의의

3. 대외부문

대외부문은 소규모개방경제의 가정하에서 경상수지의 구성요소인 상품수

출입, 서비스수입 및 지급, 자본수지를 먼저 추정한 후, 대외거래의 주요 가

격변수인 수출·수입단가, 원/달러 환율을 추정하였다. 최종수요의 국민계정

에서 설명된 것처럼 국제수지(금액기준)와

uation)을 통해

.

4. 노동부문

노동부문에서는 실업률, 임금, 평균가동률이 추정될 수 있도록 구성되었다.

경제활동인구는 외생변수로 처리되어 경제활동인구에 (1-실업률)을 곱할 경

우 총 취업자수를 산출할

5. 물가부문


물가부문에서는 생산자물가, 소비자물가와 GDP 디플레이터를 추정하였다.

생산자물가는 임금과 원화 환산 수입단가, 그리고 국제유가에 의해 추정되

도록 구성하였다. 소비자물가는 생산자물가, 농림어업 디플레이터, 임금을

주

명변수에 포함하였다.

. 잠재GDP

적인 공급능력의 변동을 설명하기 위해 생산함수를 이용하여 잠재

GDP를 추정하였다. 잠재GDP는 완전고용상태하에서의 GDP로서 실업이 존

재

는 생산함수 접근법7)에 기반을 두고 추정되었다. 먼저

생

노동량, K는 자본스톡을 의미

한다

잠재성장률을 구하기 위해 각 생산요소들의 안정적인 추세치를 찾아야 한

요 변수로 하여 추정되었다. 이들 변수 외에도 추가로 통화 증가와 GDP

갭에 의한 물가 상승 압력을 감안하기 위해 총통화 M2, GDP/잠재GDP를 설

6

장기

하는 상태의 실제 GDP와는 차이가 있다. 완전고용상태하에서의 GDP란

노동과 자본 등 생산요소를 완전고용할 경우 달성할 수 있는 최대 GDP로

정의된다. 또 다른 잠재GDP의 정의는 자연실업률하에 도달할 수 있는 GDP,

즉 인플레이션을 가속화시키지 않고 실현할 수 있는 최대 GDP를 말한다.

본고에서의 잠재GDP

산함수는 다음과 같은 콥-더글라스(Cobb-Douglas) 생산함수를 이용하였다.

α−α= 1tttt KNAY

여기서, Y는 GDP, A는 총요소생산성, N은

7) 본고에서 사용된 방법은 통상적인 생산함수 접근법과는 다소 다르게 추정되었다. 기존 연

구의 경우 고용자수 추세치 및 가동률 추세치의 추정시 (자연)실업률을 통하여 물가상승률

과 연동된 추세치를 계산하였다. 즉 물가안정 실업률(non-accelerating inflation rate of

unemployment)을 고려한 추정치를 이용하였다. 여기서 물가안정 실업률이란 인플레이션 압

력을 증대시키지 않으면서 고용과 설비 가동률을 최대로 할 경우의 실업률을 말한다. 본고

의 경우 HP 필터를 이용하여 추세치를 계산하였는 바, 자연실업률 연동 추세치와 서로 큰

차이가 없는 것으로 나타났다. 즉 잠재GDP 추정 결과 박양수, 문소상(2005)의 추정치와 거

의 유사한 결과를 얻을 수 있었다. 또 다른 추정치와 논의에 관하여는 박원암, 허찬국(2004),

최공필(2003) 참조.


다. 즉 추세 총요소 생산성, 추세 노동량, 추세 자본스톡 등이 구해져야 하

며, 이를 위해 자본스톡, 노동량 그리고 총요소생산성의 실측치 및 예측치들

이 도출되어야 한다. 추세치를 구하기 위하여는 HP필터(Hodrick-Prescott

filter)를 사용하였다.

먼저 자본스톡은 총고정자본 투자와 10년 주기로 발표되는 총자본스톡(통

계청)을 기반으로 기준년도 접속법을 활용하여 추정하였다. 노동량은 고용자

수를 활용하였으며, 고용자수는 모형의 내생변수로 도입하였다. 총요소생산

성의 추정에는 다양한 방법이 있으나, 본고에서는 단순성을 위해 솔로우 잔

차항(Solow residual) 방법을 사용하였다, 즉

tttt

K)1( )

K)1( )Nlog( )Alog( )Ylog(

α−− ttt Nlog( )Ylog( )Alog( α−=⇒ t

α−+α+=

를 활용하여 도출하였다. 총요소생산성을 도출하기 위해 사용된 α(노동분배)

는 0.483을 사용하였다. 이러한 수치는 한국은행 추정치를 활용하였으나, 실

제로 소모+피

추정된 총요소생산성과 고용자수로부터 총요소생산성 추세치와 고용자수

의 추세치를 구 잠재GDP 식

을 도출하였다.

노동분배 몫은 통계에 있는 {피용자보수}/{영업잉여+고정자본

용자보수}의 평균값인 0.488과도 유사하다.

하고, 가동률의 추세치를 활용하여 다음과 같은

( ) ( ) α−××= 1 가동률추세치스톡고용자수총요소생산성잠재

III. 모형의 시뮬레이션(simulation)

1 뮬레이션 성, 예측력 검

및 예측력을 검정하기 위하여 2000~04년의 기간에 걸

<표 1> 주요 변수의 평균자승근%오차(RMSE%)

α × 자본추세치 GDP 추세치

. 역사적 시 (안정 정)

모형의 동태적 안정성


변수명 변수명 RMSE% RMSE%

GDP 1.40 생산자물가 1.67

민간소비 1.12 GDP 디플레이터 2.02

총고정자본형성 3.83 M2 4.21

상품수출 4.42 M3 5.23

상품수입 4.11 회사채수익률 5.01

환율(원/달러) 3.42 실업률 6.83

소비자물가 1.21 임금 3.61

주 : RMSE% = 10025 ( )1 p a

p at t

Y Y Y Y−= =예측치 실적치

15t t

at tY=∑ X


100000

200000

300000

400000

500000

600000

700000

86 88 90 92 94 96 98 00 02 04120000

160000

320000

360000국내GDP (10억원) 민간소비 (10억원)

200000

240000

280000

86 88 90 92 94 96 98 00 02 04

40000

80000

120000

160000

200000

240000

86 88 90 92 94 96 98 00 02 040

40000

80000

120000

160000

200000

240000

280000

86 88 90 92 94 96 98 00 02 04

40

50

60

70

80

90

100

110

120

86 88 90 92 94 96 98 00 02 04600

700

800

900

1000

1100

1200

1300

1400

1500

총고정자본형성 (10억원) 수출(통관기준) (백만달러)

환율 (원소비자물가지수 (2000년=100) /달러)

86 88 90 92 94 96 98 00 02 04

제 예측치 ------ )

<그림 1> 모형의 역사적 시뮬레이션 결과도

(실 치 ,


쳐 가우스- 실시하였

다. 좀 더 긴 기간을 사용할 수도 있겠으나 1997~98년이 외환위기 기간이었

고 1999년은 외 이 과 친

뮬레 간에 하였

대한 역사적 시뮬레이션 결과는 <표 1>에 정리되어 있으며

예 적 보기 주요 수의 치와

를 제시하였다. <표 1>은 평균자승근%오차(RMSE%: root mean

sq ent error)를 사용하여 모형의 정합성을 검토한 것으로서 대부

분의 거시경제 변수에 대해서 5% 이하 또는 전후의 낮은 예측 오차를 기록

하

2. 정책 시뮬레이션

정 %로 증가 또는 감소시킬 경우의 파급효과를 시산하

였

년 10%씩 상승하는 경우, GDP는 국내 생산

자 및 소비자물가 상승을 유발하며 내수를 둔화시키고 수출을 감소시키게

된

압력을 받게 된다. 이에 따라 총수요가 감퇴되고, 총수요 감소에 따른 수입

수요 감소에도 가격 인한

입 금액의 증가와 수송 운임 상승으로 경상수지가 악화된다. GDP감소, 소비

자물가상승, 경상수지 감소가 3차년도에 피크를 영향이

는 모습을 보이고 있다.

자이델(Gauss-Seidel)방법에 의한 역사적 시뮬레이션을

환위기 후의 조정 정을 거 과도기간으로 간주하여 시

이션 기 서 제외 다.

주요 변수들에

측력을 시각 으로 위해 경제변 실제 예측치의 비교도

<그림 1>에

uared perc

고 있다.

정책 시뮬레이션은 경제의 구조적 특성을 보기 위하여 모형에 다양한 형

태의 충격을 주었을 때 각 내생변수가 어떻게 반응하는가를 추정해 보는 작

업이다. 모의실험을 위해 국제유가, 환율, 콜금리의 세 변수를 2000년부터

2004년까지 매년 일

다.

(1) 국제유가가 매년 실제치보다 10% 높았을 경우

국제유가(두바이유 기준)가 매

다. 소비자물가는 수입단가의 상승과 이에 따른 생산비용의 증대로 상승

불구하고 원유수요에 대한 비탄력성으로 원유 수

2, 이루며 그 지속되


<표 2> 국제유가가 매년 실제치보다 10% 높았을 경우

1차년

(2000년)

2차년

(2001년)

3차년

(2002년)

4차년

(2003년)

5차년

(2004년)

평균

(2000~04)

GDP(%) -0.19 -0.23 -0.22 -0.20 -0.19 -0.21

소비자물가

상승률(%) 0.22 0.23 0.25 0.24 0.24 0.24

경상수지

(백만달러) -2121 -2803 -3023 -2535 -2364 -2569

(2) 원화가 매년 실제치보다 달러화대비 10% 평가절상 되었을 경우

(원/달러 환율이 매년 실제치보다 10% 낮았을 경우)

원화가치의 국내 치 은 서

처 도부 P가 감소하면서 소 가와 수지

영 있다. 이러한 원화절상 충격이 계속될 경우 4차년에 이를 때까

지 계속 대되다가 5차년에 그 영향이 줄어드는

습을 보이고 있다.

달러화대비 수출 상대 상승으로 수

출경쟁력이 약화되어 무역수지의 악화를 가져온다. 반면 원화표시 수입단가

는 원화의 가치절상에 따라 하락하면서 비용하락 요인으로 작용하여 물가상

승률을 낮추게 된다. 또한 수출의 둔화는 총수요를 위축시켜 추가적인 물가

.

상승이 경제 미 는 영향 지대하여 <표 3>에 보는 것

럼 1차년 터 GD 0.69%p 비자물 경상 에도 큰

향을 주고

그 영향이 증 이르러 다소 모

원화가치가 10% 절상할 경우 단가의 적

하락 요인으로 작용하게 된다

<표 3> 원화가 매년 실제치보다 달러화대비 10% 평가절상 되었을 경우

1차년

(2000년)

2차년

(2001년)

3차년

(2002년)

4차년

(2003년)

5차년

(2004년)

평균

(2000~04)

GDP(%) -0.69 -0.75 -0.82 -0.85 -0.79 -0.78

소비자물가

상승률(%) -0.83 -0.92 -1.11 -1.24 -0.94 -1.01

경상수지

(백만달러) -3133 -3977 -4866 -5323 -5432 -4546


(3) 콜금리 증가율이 매년 실제치보다 0.5%p 높았을 경우

콜금리가 상승할 경우 회사채 유통수익률 등의 상승으로 금융시장에 가용

자금 및 금융자산이 줄어들게 되고 내구재소비 및 투자수요가 위축되어 총

수요가 하락하게 되며, 이에 따라 물가도 하락하게 된다. 총수요 하락으로

소득이 감소하는 경우 수입이 감소하여 무역수지 및 경상수지의 개선 효과

가 나타나게 된다. 3차년도에 이르러 그 영향이 피크를 이루는 모습을 보이

고 있으며 금리변동에 따라 경제에 충격을 지속적으로 주고 있음을 볼 수

있다.

매년 실제치보다 0.5%p 높았을 경우 <표 4> 콜금리 증가율이

1차년

(2000년)

2차년

(2001년)

3차년

(2002년)

4차년

(2003년)

5차년

(2004년)

평균

(2000~04)

GDP(%) -0.19 -0.29 -0.32 -0.24 -0.22 -0.25

소비자물가

상승률(%) -0.14 -0.28 -0.31 -0.28 -0.25 -0.25

경상수지

(백만달러) 540 1023 1225 976 856 924

IV. 결론 및 향후 과제

이상에서 살펴 본 POSRIY2005모형은 외환위기 이후의 경제구조 및 행태

를 반영하였으며, 중장기 전망 및 대내외 충격시의 경제효과 분석을 위한

연간거시계량모형으로서 개발되었다. 향후 철강수요산업 및 철강산업 모형

이 개발되어 연계될 경우, 예측 및 분석의 효용성이 크게 증대될 것으로 기

대된다. 다양한 시뮬레이션 작업을 통해 모형의 정합성과 예측력을 여러가

지 방법으로 검증하였으며, 앞으로도 모형의 안정성이 지속적으로 검증되고

다양한 활용을 통해 얻어지는 피드백(feedback)을 통해 수정과 보완이 계속

이루어져 나가야 할 것이다.


계량경제모형은 과거 자료를 방정식에 의존하므로 경제구

조와 환경이 급격히 변할 경우 현실 설명력과 미래 예측력이 저하될 수 있다

가될 때마 개별방정식이 재추정되어야 함은 주지의 사실이며 새로

이러한 이다.

추어 개발 모형, 정책

제고하는

법을 지양 적인 논의와 가격 및 기대변수를 도입하고자

가는 것이

변수에 대 요하며, 어려운 과제이기

수 있는 연구 또한 중요한 발전 방향으로 볼 수 있을 것이다.

이용하여 추정한

는 단점이 있다. 따라서 새로운 데이타나 경제구조에 대한 새로운 정보가 추

다 모형의

운 추정기법과 다양한 종류의 모형에 대한 연구가 계속되어져야 할 것이다8).

점에 비추어 향후 과제로 다음과 같은 방향을 설정할 수 있을 것

첫째, 경제모형은 현실을 단순화하여 예측하고자 하는 과제에 초점을 맞

되는 것이므로 장·단기 과제와 관심변수에 따라 분기

효과분석모형, VAR 모형 등이 다양하게 개발되어 상호 보완하며 예측력을

것이 필요할 것이다.

둘째, 최근 들어 대형거시계량모형의 행태방정식을 나열하는 스타일의 방

하고 좀 더 미시 이론

하는 많은 방법론이 도입되고 있으므로 이러한 관점에서 모형을 개량해 나

바람직한 발전 방향이 될 것이다.

셋째, 철강 수요산업 및 철강산업과의 연계를 위해서는 경제변수 중 관련

한 좀 더 집중적이고 체계적인 연구가 필

는 하나 경제충격의 철강수요산업 파급효과의 피드백(feedback)을 모형화할

양한 기법을 사용한 거시계량모형의 실태 및 예측력

ani, Vredin(2005)을 참조.

8) 최근 다 제고 논의에 관하여는 Andersson,

Linde, Vill


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