원/달러 균형환율의 추정

- 공급측 요인을 중심으로-

2000. 6

상명대학교   김 규 한

* 본 연구는 1998년 학술진흥재단으로부터의 연구지원에 의하여 수행된 것임.

Ⅰ. 머리말

자본의 이동이 자유로운 상황하에서 대부분 소규모 개방경제의 선진국에서는 경상수지의 균형을 위해서 균형환율 수준의 유지를 환율정책의 최우선 과제로 삼고 있으며 이에 따라 적절한 균형환율 산출의 중요성이 증대되고 있다.  일찍이 대외개방을 추진한 한국도 수출상품의 가격경쟁력의 확보를 위해서 균형환율 수준의 유지를 환율운용의 중요한 과제로 인식하여 왔다.  1980년대 이후 1990년대 초반에 이르기까지 원달러 환율이 장기적으로 볼 때 경상수지의 균형을 달성하였던 1985-86년의 실질환율 수준으로 수렴하는 방향으로 변동하였던 것이 이러한 사실을 입증하고 있다.  특히 1990년대에 들어와 자본자유화가 크게 진전되면서 대규모의 자본의 출입이 경상수지의 불균형과는 무관하게 환율에 지대한 영향을 주고 있는 현 상황하에서 실물경제 동향에 부합되는 균형환율의 추정은 바람직한 환율운용을 위하여 반드시 필요할 것이다.

지금까지 정책당국은 주로 실질실효환율지수에 기초를 두고 구한 균형환율을 환율운용의 중심자료로 활용하여 왔다.  그러나, 실질실효환율지수는 주요 교역국과의 물가상승률 격차를 조정하는 것으로서 경상거래에 미치는 수요측 요인만을 고려할 뿐 노동생산성, 원자재 투입비율 등 공급측 요인과 교역조건처럼 경상수지에 직접적으로 영향을 주는 요소가 배제되어 있기 때문에 실질실효환율지수에 기초를 둔 균형환율의 현실성에 관한 문제가 제기될 수가 있다.  한국의 경우, 1990년대 들어와 특히 중반 이후 경상수지의 적자폭이 커지는 상황하에서 실질실효환율지수에 기초를 둔 환율 운용은 실제로 원화가 과대 평가되는 결과를 초래하였는데 이는 1990년대 이후 뚜렷이 나타나고 있는 생산의 비효율성 등 한국경제의 구조적인 문제점을 반영하지 못하였기 때문으로 판단된다.  본 논문에서는 이러한 문제의식을 갖고 우리경제의 구조적 문제점을 반영하기 위하여 공급측면을 강조하는 새로운 관점에서 균형환율을 추정하고자 하며 이는 다음의 목적을 갖는다.

첫째, 향후 효율적인 환율운용을 위해서 필수적인 실물경제에 부합하는 균형환율를 산출하는 방법을 제시한다는 점이다.  한국은 1997년 12월 외환위기를 맞으면서 환율변동폭에 대한 제한을 철폐함으로써 시장평균환율제도를 포기하고 선진국형 변동환율제도를 채택하게 되었으며 더욱이 채권시장을 완전히 개방하게 됨에 따라 시장에서 환율이 자유롭게 결정되도록 방치한다면 단기투기자금의 출입으로 말미암아 환율이 균형수준에서 크게 이탈할 우려가 커지고 있다.  따라서 향후 한국에서는 환율의 유동성을 최대한 보장하면서 균형환율로부터의 이탈을 최소화시키는 방향으로 환율을 운용할 필요가 있으며 이를 위해서는 적합한 균형환율의 산출은 필수적인 과제가 될 것이다.  둘째, 그간 국제수지 적자의 구조적 요인이었던 생산성, 교역조건 등을 고려하는 균형환율의 산출을 통하여 과거의 환율운용의 과실을 평가해봄과 아울러 실질실효환율지수에 기초한 균형환율의 비현실성을 지적하고 그 원인을 규명하고자 한다.

이와 같은 목적을 달성하기 위한 본 논문의 구성은 다음과 같다.  제2장에서는 그간 연구된 여러 균형환율의 개념과 이를 추정하는 방법을 소개하고자 한다.  제3장에서는 공급측면을 강조하는 균형환율을 산출하기 위한 이론적 분석과 추정방법을 제시하고 추정결과를 토대로 균형환율의 추이와 변동요인을 분석하고자 한다.  제4장에서는 본 연구에서 추정한 균형환율과 실질실효환율지수에 기초한 균형환율의 비교를 통해서 후자의 비현실성을 지적함과 아울러 그간 한국의 환율운용에 관한 평가를 시도해보고자 한다.  끝으로, 제5장에서는 본 논문의 요약과 결론을 제시하고자 한다.

Ⅱ.  균형환율의 의의

1. 균형환율의 개념과 추정방법

선진국들은 1973년 이후 변동환율제도를 채택하게 되면서 환율이 상당기간 동안 실물경제의 움직임과 괴리되는 수준에서 결정되고 환율의 변동성이 커지는 경험을 하게 되었다.  이에 따라 현재는 대부분의 국가들이 필요시에는 환율 수준을 인위적으로 조정하거나 변동성을 줄일 목적으로 외환시장개입을 적극적으로 행사하게 되었다.  이와 같은 관리변동환율제도 하에서 외환당국이 직면하는 최대의 과제는 환율의 목표 수준 즉 균형환율을 어떻게 설정하여 외환시장개입정책의 지침을 마련하는 것이다.  특히 최근 들어와 국제통화질서의 개편 움직임의 하나로서 제시되고 있는 목표환율대 운영방식(target zone approach)도 균형환율 설정의 중요성을 강조하고 있다.

최근 선진국형 변동환율제도를 채택한 우리나라도 자본의 유출입 규모가 급속히 증대하면서 환율이 실물경제와 무관하게 변동하는 문제가 빈번히 발생하고 있으며 이에 따라 실물경제의 조정에 따른 비용을 최소화하기 위해서 균형환율의 설정이 절실해지고 있다.

오래 전부터 경제학자들은 이와 같은 균형환율 설정의 필요성을 인식하여 균형환율의 개념을 확립하고 추정하는 구체적인 방법을 제시하여 왔으며 이는 크게 세분류로 나누어진다.

가. 구매력 평가설에 기초한 균형환율

환율이 국내외 물가와 더불어 대외균형에 직접적으로 영향을 준다는 관점에서 대외균형을 달성하는 수준의 환율을 균형환율로 정의한다.  이와 같은 개념에 입각하여 보다 구체적으로 정의한다면, 현재 시점에서의 균형환율이란 대외균형을 달성하는 시점을 기준시점으로 삼고 기준시점에서의 명목환율을 현재시점과 기준시점간의 물가변동로 조정한 것으로서 실질환율을 기준시점과 동일하게 유지하는 환율수준이 된다.

일찍이 G. Cassel(1922)은 균형환율의 개념과 관련하여 환율은 국가간의 물가상승률의 차이를 상쇄하도록 변동해야 한다고 지적하였다.

이러한 구매력 평가설에 입각한 균형환율을 산출하기 위해서 널리 사용되고 있는 방법으로서 실질실효환율지수(Real Effective Exchange Rate Index: REERI), 다국가 환율모형(Multilateral Exchange Rate Model : MERM), 공급측면 중시의 균형환율 등을 들 수 있다.  실질실효환율지수는 Hirsch와 Higgins(1970)가 개발한 자국통화의 교역국 전체 통화에 대한 평균적 가치인 명목실효환율을 자국의 교역국 전체에 대한 상대물가의 변동으로 조정한 것으로서 1970 중반 이후 국제경쟁력의 변동과 그 요인을 밝히는 지표로 널리 사용되어왔다.  명목실효환율을 조정하는 상대물가의 변동에 사용되는 물가지수로는 소비자물가지수, GNP deflator, 생산자물가지수 이외에 단위노동비용지수 등이 사용된다. 다국가 환율모형은 Artus와 Rhomberg(1973)이 개발한 완전균형 무역모형으로서 일정 기간동안 어느 국가와 교역국간 통화간의  환율변동으로부터 야기되는 상품수지의 변화와 동일한 변화를 가져오는 명목실효환율을 산출한다.  이 모형에서는 환율이 상품수지에 미치는 효과를 산출하기 위해서 환율변동에 수반되는 국내물가 및 비용의 변동, 수출과 수입의 가격탄력성, 정부의 총수요 관리정책이 고려되고 있으며 3시장의 효과뿐만 아니라 교역재와 비교역재 시장을 모두 고려하고 있다.  공급측면을 중시하는 균형환율 추정방법은 1980년대에 들어와 Hsieh(1982), Yoshikawa(1990) 등이 개발한 방법으로서 실질실효환율지수에서 고려하지 못하는 생산성, 교역조건의 변동 등 공급측면의 실물적 요인을 중시하는 추정방법이다.

이와 같은 구매력 평가에 기초를 두고 산출되는 균형환율의 추정방법은 단순하고 계산이 용이하다는 장점이 있는 반면, 다음과 같은 문제점을 갖는다.  첫째는, 주로 국가간 물가변동의 차이만을 고려하고 있기 때문에 환율변동의 요인 중 화폐적 요인을 중시할 뿐 교역조건의 변화, 경기변동, 자본유출입의 변동 등 실물적 요인을 간과하고 있다는 점이다.  만약 기준 년도와 현재시점간 환율변동이 주로 실물적 요인에 의하여 발생하였다면 실질환율의 변동이 바람직하기 때문에 현재시점의 균형환율을 기준 년도와 동일한 수준으로 실질환율을 유지하는 수준으로 정의하는 것은 곤란하게 된다.  둘째는, 기준 년도로부터의 변수 움직임에만 관심을 갖기 때문에 기준 년도에 환율이 균형수준이었는가에 관한 분석이 없으며 기준 년도와 비교 년도간의 구조변화 및 정책변화에 따른 환율변동을 고려하지 못한다는 점이다.  셋째는, 비교역재의 존재, 환율과 물가의 조정속도 면에서의 차이 등으로 인하여 구매력평가설이 실증적으로 성립되기가 어렵기 때문에 신뢰성의 문제가 존재한다는 점이다.  넷째는, 기준 년도, 물가지수, 가중방법의 선택에 따라 균형환율의 수준이 달라진다는 점이다.

Cassel(1922), Artus(1978), Frenkel and Goldstein(1986), Bayoumi, Clark, Symansky and Taylor(1994) 등을 참조할 것.

나.  국제수지「포지션」에 기초한 균형환율

이는 물가보다 한 국가의 국제수지 「포지션」에 중점을 둔 균형환율의 개념으로서 오래 전부터 이에 관한 연구가 진행되었다.  Nurkse(1945)가 균형환율을 완전고용상태에서 수출과 수입에 대한 어떠한 인위적인 조정 없이 국제수지균형을 달성하는 환율수준으로 정의한 이래 근본적 균형환율(Fundamental Equilibrium Exchange Rate: FEER),  바람직한 균형환율(Desired Equilibrium Exchange Rate: DEER), 자연실질환율(Natural Real Exchange Rate: Natrex), 균형실질환율(Equilibrium Real Exchange Rate: ERER) 등 실질환율이 균형환율의 개념으로 구체화되었다.

FEER은 Williamson(1983) 등이 전개한 개념으로서 어느 국가가 대내균형을 최대한 추구하고 상품수지를 조정하지 않는다는 전제하에서 정상적인 자본수지의 흑자나 적자를 상쇄할 수 있는 경상수지를 달성하는 실질환율로 정의된다.  따라서 FEER은 구매력평가설에 입각한 균형환율처럼 반드시 경상수지의 균형을 목표로 하는 환율수준이 아니라 경우에 따라서 경상수지의 흑자 또는 적자를 발생시키는 환율수준이 된다.  이는 정교한 경제모형을 이용하여 미래의 대내외균형을 달성하는 실질환율로서 사전적으로 구해지거나 또는 일관성 있게 대내외균형을 달성해온 실질환율로서 사후적으로 구할 수 있다.  만약 실제환율이 균형환율로부터 괴리가 발생한다면 이는 앞으로의 거시경제정책을 변경하거나 현 수준의 환율을 변동시킴으로써 국제수지의 조정이 필요함을 의미하게 된다.

Williamson(1983), Frenkel and Goldstein(1986), Black(),  Clark(1996) 등을 참조할 것.

DEER은 IMF의 Bayoumi, Clark, Symansky and Taylor(1994)가 전개한 FEER과 매우 흡사한 개념으로서 중기에 있어서 바람직한 수준의 대내외 균형을 달성시키는 실질실효환율로 정의된다.  여기서 대내균형수준은 완전고용과 물가상승률의 수준을 그리고 대외균형수준은 국제수지의 수준을 의미한다.  이와 같은 개념에 입각하여 추정된 균형환율은 그 환율수준가 궁극적인 목표로서 의미를 부여하는 것보다 거시경제목표의 달성을 용이하게 해준다는 점에서 의미를 갖는다.  DEER의 추정은 복잡한 경제모형을 이용하게 되며 각종 탄력성, 잠재GDP, 바람직한 대외균형수준 등 모형에 있어서의 모수와 변수에 대한 가정을 달리하게 되면 이에 따라 다른 값의 DEER이 구해지게 된다.

NATREX는 Stein(1995)이 Nurkse(1945)의 균형환율에 입각하여 독일경제를 대상으로 개발한 균형환율의 개념으로서 대내균형과 대외균형을 동시에 이루는 실질환율로 정의된다.  여기서 대외균형은 경상수지와 투기적 성젹의 단기자본을 제외한 장기자본수지의 합이 0이 되는 상태로 정의되고 대내균형은 실제생산량이 잠재생산량 수준에 이른 상태로 그리고 실질환율은 국내물가를 해외물가로 나눈 것으로 정의된다.  이와 같은 균형환율을 결정하는 중요한 요인은 국내와 국외에서의 생산성과 저축성향이 되며 대내외균형에 따라 변동하는 보다 장기의 균형실질환율이 된다.

ERER은 Elbadawi(1994)가 소규모 국가인 개발도상국에 적용할 수 있도록 개발한 균형환율의 개념으로서 정책변수가 정상의 궤도를 유지할 때 외부적인 충격에 균형적인 반응을 보이는 실질환율로 정의되며 이때의 실질환율은 교역재와 비교역재의 비율로 정의된다.  이와 같은 균형환율은 교역조건, 관세율, 국내여신의 공급 등에 좌우된다.

이와 같은 국제수지「포지션」에 기초한 균형환율들은 다른 개념의 균형환율에 비하여 현재 환율수준의 적정여부에 관한 판단이 향후의 거시경제정책, 환율변동의 효과 또는 특정한 경제적 사건 등을 충분히 고려하고 있다는 점, 바람직한 경상수지상황을 정상적인 자본수지상황과 연계시키고 있다는 점, 추정된 균형환율수준이 나라마다 일관성을 유지한다는 점등의 장점을 갖는다.  반면, 균형환율의 추정에 있어서 중요한 위치를 점하고 있는 정상적인 자본수지의 개념이 모호하며, 여러 조합의 거시경제정책이 동일한 산출량과 동일한 물가상승률을 초래하므로 이들 정책에 대한 진단과 분석이 어렵다는 점, 자료의 방대함과 모형의 복잡성으로 추정작업이 어렵다는 점, 금융시장의 변수가 충분히 고려되지 않으며 주요 변수의 예측된 부분과 예측되지 않은 부분의 구분이 없다는 점등이 이들 균형환율의 한계점으로 지적되고 있다.

다.  환율결정구조모형에 기초한 균형환율

통화량, 소득, 이자율, 정부재정상태 등 기초경제여건의 바람직한 추세에 상응하는 환율수준이 균형환율이 되며 이는 통화모형과 자산선택모형 등 환율결정모형을 이용하여 구해진다.  여기에 국내외 물가를 고려하면 균형실질환율의 추정도 가능하다.

이와 같은 균형환율은 예견적(forward looking)이므로 국내외 금융자산의 가격변동의 특징을 잘 반영하고, 거시경제변수와 환율을 직접적으로 연계시키며, 자본이동이 자유로운 현 상황에서 최소한 단기에서는 환율이 재화시장에서보다 자산시장에서 결정된다는 것을 인식하고 있다는 점에서 다른 균형환율의 개념에 비하여 장점이 있다.  그러나, 구조모형을 이용하여 추정한 균형환율은 다음과 같은 한계점을 갖게된다. 첫째, 환율을 자산시장에서 형성되는 가격으로 인식하기 때문에 환율변동의 체계적인 부분에 한하여 예측이 가능하다는 점에서 예측력이 크게 떨어진다는 점이다. 이는 균형환율의 추정에 사용되는 구조모형이 임의보행(random walk) 모형에 비하여 예측력이 뒤진다는 사실이 이를 입증하고 있다.  둘째, 모형에서 사용되는 통화량, 각종 금융자산잔고 등의 설명변수를 정확히 계측하고 이를 기간에 맞추어 해석하는 것이 어렵다는 점이다.

2. 국내 연구의 개관

원달러 환율의 균형수준에 관한 연구는 관리환율제도인 복수통화바스켓 환율제도를 채택한 1980년대 이후 활발히 진행되어 왔다.

가장 보편적으로 사용된 방법은 구매력평가설에 기초를 둔 방식이다.  김인철(1984), 이종일(1990), 김기석(1998)등은 실질실효환율지수의 변동추이를 분석하는 방법을 사용하였으며 이환호(1989)는 구매력평가지수에 누적경상수지를, 김기석(1998)은 구매력평가지수에 GDP 대 경상수지 비율, 엔 달러 환율, 교역조건 등을 설명변수로 추가함으로써 구매력평가설을 보완하는 방법을 사용하였다.  한편, 이환호(1994)는 미국과의 명목임금 및 노동투입계수 비율, 수입중간재 투입계수 등의 변수를 고려하는 경쟁력 평가모형을 이용하여 실제환율과 변동추이를 비교하였다.

최근에 들어와서는 경제구조모형을 이용한 방법이 자주 사용되고 있다.  이충렬․김세진(1997)은 FEER의 개념에 기초하여 대외균형을 달성하는 균형환율을 추정하였으며 김정식(1998)은 단기거시경제모형에서 대외적 균형을 달성하는 환율을 균형환율로 추정하였다.  최세성․이영식․박문서(1999)는 수출함수와 수입함수의 추정을 통하여 상품수지의 균형을 달성하는 환율을 균형환율로 추정하였다.

Ⅲ. 원․달러 균형환율의 추정

1. 추정모형

본 연구에서는 장기균형환율을 구하기 위하여 구매력평가설에 기초를 두되 기존의 실질실효환율지수에 기초한 방식이 수요측 요인만을 대상으로 할 뿐 공급측 요인을 고려하지 못한다는 문제점을 해결하고자 마크업 가격결정이론(mark-up pricing)을 이에 접목시키고자 하였다.  마크업 가격결정이론이란 평균비용에 일정액의 이윤을 합한 수준에서 가격을 정하는 개별 기업의 가격결정행태로서 이를 일국의 물가수준의 결정에 적용하면 수요측면보다는 공급측면에서 물가변동을 분석할 수 있게 된다.  이와 같은 균형환율의 추정방식은 Yoshikawa(1990) 등이 착안한 것으로서 균형환율을 추정하고 그 움직임을 파악함에 있어서 단순히 물가지수를 사용하는 실질실효환율지수 방식에 비하여 생산성, 교역조건 등 실물부문의 공급요인을 중점적으로 살펴볼 수 있다는 이점이 있다.  이와 같은 이론적 배경과 아울러 본고에서는 여러 국가와의 교역을 가정하는 실효환율의 개념을 가지고 원달러 균형환율을 산출하는 것이 현실적이라는 판단 하에 미국뿐만 아니라 주요 교역국인 일본을 추가한 모형으로 확대하였다.

물론, 현재 실질실효환율의 계산시 처럼 일본이외에 우리 나라와 교역비중이 높은 영국, 프랑스, 캐나다 등 여러 국가를 포함시키는 것이 바람직하나 자료상의 제약 때문에 일본만을 포함시켰다.

모형에서 편의상 상정하고 있는 제반 가정은 다음과 같다.  첫째, 교역국간에는 절대적 구매력평가설이 성립한다는 가정이다.  다시 말하면, 교역국간에는 일물일가의 법칙(law of one price)이 성립되고 있다는 가정으로서 이는 모든 국가가 생산하는 재화는 교역재이며 국가간의 무역에는 전혀 제한이 없다는 사실을 토대로 한다.  둘째, 모든 국가는 완전경쟁시장체제를 유지한다고 가정한다.  완전경쟁시장체제에서는 장기적으로 기업의 이윤은 0이 되므로 일국의 물가수준은 평균비용과 항상 일치하게 된다.  셋째, 모든 국가에서는 기업이 노동과 수입에너지를 투입하여 생산을 하며 수확체감불변의 법칙이 적용된다.  이는 생산규모와는 관계없이 한 단위 생산에 필요한 생산요소의 투입량이 고정되어 있음을 의미한다.

앞에서 설명한 본 모형의 이론적 기초와 제반 가정을 토대로 균형환율을 추정하기 위한 모형을 구체적으로 전개하여 보자.

절대적 구매력평가설이 자국과 모든 교역국 사이에 성립한다면 교역국 전체와 자국간에도 다음의 관계식 (1)처럼 성립하게 된다.

[eqn: p~=~ bar {e }``` bar {p^*}]                                                (1)

여기서, p는 자국의 물가, [eqn: bar{e}] 는 균형 실효환율, [eqn: bar{p^*}] 는 교역국 전체의 물가를 나타낸다.  명목실효환율과 교역국 전체의 물가는 식 (2)와 같이 각 교역국의 환율과 물가를 기하 평균하여 계산된다.

[eqn: bar{e} ~= ~ PI `{e }`_{ i} ^{w_i }]  , [eqn: bar{p^*} ~=~ PI`` {p^* }`_{i } ^{w_i }]          i =  1, 2           (2)

여기서, [eqn: { p}`_{i } ^{ *}] 는 교역국 i (i=1 은 미국, i=2 는 일본) 의 물가, [eqn: w_i] 는 i 국에 대한 교역가중치이다.

완전경쟁시장체제 하에서 평균비용은 가격과 같으므로 자국과 교역국의 물가는 마크업 가격결정이론에 따라 식(3)으로 된다.

[eqn: p~=~ w``a ~+~ p_R ``b]

[eqn: { p}`_{ i} ^{* } ~=~ { w}`_{ i} ^{* } { a}`_{i } ^{* } ~+~ { p}`_{R_i } ^{* }`` { b}`_{i } ^{* }]                                (3)

여기서, w와 [eqn: { w}`_{ i} ^{* }]는 자국과 교역국 i의 명목임금, a와 [eqn: { a}`_{ i} ^{ *}]는 자국과 교역국 i의 노동투입계수, b와 [eqn: { b}`_{i } ^{* }]는 자국과 교역국 i의 에너지 투입계수, [eqn: p_R] 과 [eqn: { p}`_{ R_i} ^{ *}]은 에너지의 국내가격을 나타낸다.  수입에너지의 국내가격은 식 (4)에서처럼 수입에너지 가격([eqn: { p}`_{ R_1} ^{ *}]) 에 원달러환율([eqn: e_1])을 곱하여 구해진다.

[eqn: p_R] = [eqn: e_1][eqn: { p}`_{ R_1} ^{ *}]                                              (4)

식(1)에 식(2) ～ 식(4)를 대입하여 정리하면 자국의 물가는 식(5)로 표현된다.

[eqn: p~=~wa~+~e_1 { p}`_{ R_1} ^{* } ~=~ bar{e}`` PI `( { w}`_{ i} ^{* }` { a}`_{i } ^{* } ~+~ { p}`_{R_i } ^{* } `b_i )^{w_i}]

[eqn: =~ bar{e}` `PI` `{ {w }`_{i } ^{* }}^{w_i}`( { a}`_{i } ^{* } ~+~ {{ p}`_{R_i } ^{* }} over{ { w}`_{i } ^{* } }`b_i `) ^{w_i}]                       (5)

구매력평가설에 의하여 [eqn: e_1`p_1 ~= ~ bar{e}`bar{p^*}] 이 되며 자국 교역조건의 역수([eqn: t^*}])를 수입에너지의 수출재에 대한 상대가격으로 정의한다면  식(5)는 다시 식(6)으로 정리된다.

[eqn: wa~+~ bar{e}``t^* bar{p^*}`b ~=~bar{e}` `PI` `{ {w }`_{i } ^{* }}^{w_i}`( { a}`_{i } ^{* } ~+~ {{ p}`_{R_i } ^{* }} over{ { w}`_{i } ^{* } }`b_i `) ^{w_i}]           (6)

여기서, [eqn: t^* ~=~ {{ p}`_{R_1 } ^{ *}} over {{ p}`_{1 } ^{ *}}~=~ {{ p}`_{R_1 } ^{ *}} over {{bar{e}bar{p^*}} over{e_1}}}] 이 된다.  균형실효환율식을 도출하기 위하여 식(6)을 정리하면 식 (7)이 된다.

[eqn: wa~=~ bar{e}``[ `PI` `{ {w }`_{i } ^{* }}^{w_i}`( { a}`_{i } ^{* } ~+~ {{ p}`_{R_i } ^{* }} over{ { w}`_{i } ^{* } }`b_i `) ^{w_i} ~-~t^*bar{p^*}b]]

[eqn: =~bar{e}bar{p^*}[1~-t^* b]]

[eqn: =~bar{e}` `PI` `{ {w }`_{i } ^{* }}^{w_i}`( { a}`_{i } ^{* } ~+~ {{ p}`_{R_i } ^{* }} over{ { w}`_{i } ^{* } }`b_i `) ^{w_i}```(1~-~t^*b )]            (7)

끝으로 식(7)을 균형 실효환율에 관하여 정리하면 식 (8)의 균형 실효환율식이 도출된다.

[eqn: bar{e}~= ~ {w over{ PI {{ w}`_{i } ^{* }}^{wi}} ․ a over {1`- bt^*}} over {PI` `({ a}`_{i } ^{* } ~+~ {{ p}`_{R_i } ^{* }} over{ { w}`_{i } ^{* } }`b_i `) ^{w_i} }]                        (8)

식(8)은 균형환율은 장기적으로 교역상대국과의 상대임금으로 대표되는 물가적 요인, 자국의 노동투입계수, 에너지투입계수, 외국의 단위비용과 같은 공급적 요인 그리고 교역조건에 의하여 결정됨을 알 수 있다.  구체적으로 자국의 임금이 상대적으로 높을수록, 자국의 노동투입계수와 에너지 투입계수가 높고 외국의 단위비용이 낮아 교역상대국에 비하여 생산성이 감소할수록 그리고 교역조건이 악화될수록 자국의 수출경쟁력은 약화되어 균형환율수준이 상승하게 된다.

원달러 균형환율([eqn: e_1])은 균형 실효환율로부터 다음 식(9)에서 구하게 된다.

[eqn: e_1 ~=~ {log bar{e}~-~w_2 log e_2} over w_1]                                  (9)

2. 자료와 추정방법

가. 자료

본 연구에서는 한국과 미국의 간단한 2국가 모형과 앞절에서 설정한 주요 교역국인 일본과 미국을 포함시킨 확장된 3국가 모형을 이용하여 원달러 환율의 장기균형수준을 추정하였다.

한국과 미국의 수출경쟁력을 토대로 한 모형은 앞절에서 두 국가를 포함하여 설정한 모형의 단순한 형태로서 이들 모형에서 도출한 원달러 환율의 장기 균형식은 식 (10)에 표시되어 있다.

[eqn: e_1~= ~ {{w over w_1} ․ a over {1`-t^* b}} over { { a}`_{1 } ^{* } `+` {{ p}`_{R_1 } ^{* }} over{ { w}`_{1 } ^{* } }`b_1 ` }]                                     (10)

이와 같은 원달러 환율의 장기균형식을 추정하기 위해서는 국별로 한국에서는 명목임금, 노동투입계수, 에너지투입계수, 교역조건 그리고 일본과 미국에서는 명목임금과 단위비용이 필요하며 이들 자료를 다음의 방법에 의하여 구하였다. .

모든 자료는 공통적으로 1980년 ～1997년의 연간자료로서 국가별 각 자료는 섬유, 철강, 일반기계, 전기전자 및 수송장비의 5개 산업의 해당 자료를 수출가중치로 가중 평균하여 구하였다.

첫째, 한국의 노동투입계수와 에너지 투입계수는 각 산업별로 노동투입계수와 에너지투입계수를 구한 후 이를 수출가중치로 가중 평균하여 구하였다.  산업별 노동투입계수는 각 산업에서의 피용자의 실질보수를 실질 총산출액으로 나누어 구하였으며 피용자의 실질보수는 명목피용자보수를 명목임금지수로, 실질총생산액은 명목총생산액을 부가가치 디플레이터로 나누어 구하였다.  그리고 산업별 에너지투입계수로는 원유 및 천연가스 투입계수를 사용하였으며 이는 원유 및 천연가스의 직접적인 투입량과 석유화학제품에 투입된 간접적인 투입량을 합한 총투입액을 총산출액으로 나누어 구하였다.  노동투입계수와 에너지 투입계수를 구한 식은 각각 식(12)와 (13)으로 표시할 수 있다.

우리 나라의 경우 특히 1980년대 후반과 1990년 대 초반에 임금상승률이 물가상승률보다 매우 높았기 때문에 노동투입계수를 명목피용자보수를 명목총산출액으로 나누어 구하지 않고  피용자보수와 총산출액에 각기 다른 디플레이터를 적용하였다.

[eqn: a~=~ SUM from { {i }=1} to 5 sigma _i `a^i]                                             (11)

[eqn: b~=~ SUM from { {i }=1} to 5~ sigma _i ``[b_io ~+~b_{i, petro} b_{petro,o} ] }]                            (12)

여기서, [eqn: a^i] 는 i 산업의 노동투입계수, 그리고  [eqn: b_{i ,petro} ~와 ~b_{petro,o}] 는 각각 i 산업에서의 석유제품투입계수와 석유제품산업에서의 원유 및 천연가스 투입계수를 나타낸다.  이들 자료는 한국은행에서 발간된 국민소득계정과 투입산출표에서 구하였다.

둘째, 미국과 일본의 단위비용은 각 산업에 있어서의 단위비용을 구한 후 이를 각 산업에 대한 수출가중치로 가중 평균하여 구하였다.  각 산업에서의 단위비용은 식 (14)에서처럼 총노동비용과 총원자재 비용을 합한 총비용을 총산출량으로 나누어 구하게 되는데 총산출량은 실물변수로서 총산출액을 도매물가지수로 나누어 구하였다.

[eqn: UC_i ~=~ { p}`_{i } ^{* } ``{{ w}`_{i } ^{* }{ L}`_{i } ^{* } ~+~ { p}`_{R_1 } ^{* } { M}`_{i } ^{* }} over {{ p}`_{i } ^{* } { Q}`_{i } ^{* }}]                              (13)

여기서, [eqn: UC_i] 는 i 국의 단위비용, [eqn: { p}`_{i } ^{* }]는 i 국의 물가, [eqn: { L}`_{i } ^{ *}] 와[eqn: { M}`_{i } ^{ *}] 는 i 국의 노동 및 원자재 투입량, 그리고 [eqn: { Q}`_{i } ^{ *}] 는 총산출량이다.  총노동비용으로는 피용자보수를 그리고 총산출액은 총원자재 비용에 부가가치총액을 더한 자료를 사용하였다.  미국의 자료는 미 상무성에서 발간되는 Census of Manufactures에서, 그리고 일본의 자료는 일본의 통상산업부에서 발간되는 공업통계표에서 구하였으며 한국의 각 산업별 물가지수는 한국은행의 물가통계를, 미국과 일본의 각 산업별 물가지수는 OECD의 Main Economic Indicators를 이용하였다.

끝으로, 한국의 교역조건은 5대 수출상품의 평균가격을 원유수입가격으로 나누어 구하였으며 각국의 명목임금은 수출산업에서의 연평균 급여를 수출가중치로 가중 평균하여 구하였다.  한국의 교역조건을 구하기 위해서 한국은행의 물가통계를, 각국의 명목임금은 IMF의 International Financial Statistics를 이용하였다.

이와 같은 방법에 의거하여 구한 주요 자료 시계열의 추이를 정리하면 <표 1>과 같다.

우선 한국의 자료로서 노동투입계수는 1980년 이후 줄곧 하락하여 왔다.  특히 1980년대 후반과 1990년 초에 급속한 감소세를 시현하였으며 이는 기업이 임금의 급격한 상승에 대처하고자 자동화를 통하여 노동의 대체를 도모한 것에 기인한다. 에너지 투입계수도 1980년 이후 지속적으로 감소세를 보여왔다. 한편 교역조건은 1980년대에는 전반적으로 호전되어 오다가 90년에 잠시 악화되었으며 그 이후 다시 호전되었으나 90년 대 중반 이후 다시 악화되었다.

< 표 1>                     주요 시계열 자료의 추이

년도	명목임금 (한국)	명목임금 (미국)	명목임금 (일본)	노동투입 계수(한국)	에너지투입 계수(한국)	교역조건의역수(한국)	단위비용 (일본)	단위비용 (미국)
1980	24.4	67.1	69.0	0.274	0.015	1.14	0.853	0.531
1981	29.3	73.8	72.5	0.253	0.015	1.26	0.867	0.578
1982	33.6	78.5	76.3	0.225	0.014	1.23	0.862	0.607
1983	37.7	81.5	79.4	0.232	0.013	1.06	0.857	0.622
1984	40.8	84.9	82.7	0.227	0.011	1.01	0.854	0.628
1985	45.6	88.0	86.0	0.211	0.010	1.00	0.845	0.655
1986	49.7	89.9	87.8	0.175	0.006	0.53	0.841	0.660
1987	55.5	91.5	90.2	0.166	0.006	0.55	0.812	0.654
1988	66.4	94.1	93.4	0.162	0.004	0.40	0.785	0.674
1989	83.2	96.8	96.3	0.149	0.004	0.43	0.781	0.696
1990	100.0	100.0	100.0	0.126	0.004	0.57	0.777	0.723
1991	116.9	103.3	103.4	0.111	0.004	0.51	0.776	0.733
1992	135.2	105.8	105.6	0.103	0.004	0.50	0.787	0.661
1993	149.9	108.5	107.7	0.108	0.004	0.44	0.786	0.728
1994	173.1	111.4	110.2	0.096	0.004	0.41	0.768	0.722
1995	190.2	114.2	112.5	0.094	0.003	0.43	0.731	0.741
1996	213.5	118.0	114.6	0.085	0.003	0.54	0.699	0.754
1997	224.6	121.5	116.3	0.076	0.003	0.57	0.696	0.771

다음으로, 일본과 미국의 자국통화로 표시한 단위비용의 추이를 살펴보면 일본의 단위비용은 1980년 이후 줄곧 감소세를 시현한 반면, 미국의 단위비용은 오히려 점진적으로 상승하는 추세를 보이고 있다.  끝으로, 한국, 일본, 미국의 명목임금 변동 추이를 살펴보면 한국에서는 1980년대 후반부터 1990년 초반까지의 급격한 임금상승으로 인하여 일본과 미국에 비하여 분석대상기간 중 4배 이상으로 임금이 상승하였다.

이와 같은 자료의 추이는 본 연구에서 추정하고자 하는 원달러의 장기균형환율에 다음과 같은 영향을 미칠 것으로 사료된다.  전반적으로, 일본과 미국보다 급격한 한국의 명목임금상승은 균형환율을 크게 상승시킬 것이며 노동투입계수와 에너지 투입계수의 지속적인 하락과 교역조건의 개선은 균형환율을 하락시키는데 기여할 것이다.  그러나 미국과 일본의 단위비용은 상호 엇갈리는 움직임을 보이고 있어 균형환율에 중립적인 영향을 줄 것으로 예상할 수 있다.

나. 추정방법

원달러 환율의 장기균형식을 추정하기 위해서는 기준연도의 설정이 필수적이며 기준연도는 경상수지가 균형을 이룬 연도를 택하게 된다.  본 연구에서는 한국이 1985년에 경상수지의 균형을 이루었기 때문에 이를 기준연도로 설정하여 균형환율의 추정을 시도하였다.  구체적으로 우선 모든 변수를 1985년도를 기준 년도로 하여 지수화한 후에 이를 균형환율식에 대입함으로써 지수화된 균형환율을 구하고 다시 이를 원달러 환율로 환산하였다.

3. 추정결과

가. 균형환율의 추이

한국과 주요 교역상대국인 미국과 일본을 포함시킨 모형에서 도출한 균형환율식 (8)을 이용하여 구한 균형환율(균형환율 1)의 추정결과는 <표 2>와 <그래프 1>과 같다.

< 표 2>                   균형환율의 추이

연도	실제환율	균형환율1	균형환율2
1980	608	670	749
1981	681	695	764
1982	731	727	743
1983	776	812	835
1984	806	853	873
1985	871	871	871
1986	881	673	772
1987	822	682	824
1988	731	754	933
1989	671	881	1042
1990	708	895	1019
1991	734	888	1036
1992	781	979	1229
1993	803	1028	1308
1994	804	1031	1349
1995	771	1075	1412
1996	805	1171	1412
1997	951	1139	1301

우선 균형환율의 추이와 결정요인을 시기별로 나누어 분석하면, 1980년부터 1985년까지는 균형환율이 완만한 상승세를 보이고 있는데 이는 엔달러 환율이 안정적인 가운데 한국과 교역상대국(미국과 일본)간의 임금상승률 격차가 한국의 노동투입계수와 에너지 투입계수의 하락세를 능가하여 교역상대국에 비하여 단위비용이 증가하였기 때문이다.  1986년에는 균형환율이 큰 폭으로 하락하였는데 이는 노동투입계수와 에너지 투입계수의 하락 폭이 교역상대국과의 임금상승률 격차를 크게 압도하여 단위노동비용이 상대적으로 하락한데다 교역조건이 크게 호전되고 엔달러 환율이 큰 폭으로 하락하였기 때문이다.  그러나 균형환율은 1987년 이후 다시 상승하기 시작하여 1988년과 1989에는 엔달러 환율의 하락세에도 불구하고 한국의 과도한 임금상승으로 인하여 1985년의 수준으로 크게 상승하였다.  1990년대에 들어와서 균형환율은 대체로 상승세를 지속하고 있다.  1990년 대 초반에는 엔달러 환율의 지속적인 하락세, 교역조건의 개선 그리고 노동투입계수가 하락하였음에도 불구하고 한국의 높은 임금상승률로 인하여 균형환율은 완만한 상승세를 유지하였으며 특히 1992년에는 미국의 단위비용이 급락하고 한국의 급격한 임금상승으로 인하여 균형환율은 크게 상승하였다. 1996년에는 엔달러 환율이 상승세로 반전함과 더불어 교역조건이 크게 악화되고 입금이 급격히 상승하면서 균형환율은 다시 크게 상승하였다.  그러나 1997년에는 엔달러 환율의 상승세에도 불구하고 한국의 임금상승이 안정되면서 주요 교역국과의 임금상승률의 격차가 한국의 노동투입계수의 하락율에 못미처 균형환율이 소폭 하락하였다.

참고로, 한국과 미국의 2국 모형에서 도출한 원달러 균형환율(균형환율 2)도 3국모형에서 도출한 균형환율(균형환율1)과 비슷한 추세를 보이고 있다 (<그래프 1> 참조).  이 두 균형환율의 추이를 상호 비교해볼 때 전반적으로 균형환율2가 균형환율1보다 높은 수준이며 1980년 후반 이후 그 격차는 크게 확대되었음을 알 수 있다.  두 균형환율간의 격차는 이론적으로 일본과 미국의 단위비용 및 임금상승률의 차이, 엔달러 환율의 변동에 영향을 받게 되나 주로 엔달러 환율의 영향을 받는 것으로 보인다.  1980년 대 후반이후 균형환율1이 균형환율2보다 낮은 수준이 지속된 것은 엔달러 환율이 1985년보다 크게 하락하였음에 기인한다.  1986년에 균형환율1이 균형환율2보다 하락율이 크고 1992년에는 상승률이 높았던 것은 엔달러 환율의 하락에 기인한 것이며 1996년에 균형환율2는 불변인데 균형환율1이 급등한 것이나 1997년 균형환율1의 하락율이 균형환율2에 못 미치는 것은 엔달러 환율이 상승세에 있었기 때문이다.

나. 균형환율 변동의 요인분석

본 연구에서는 원 달러 균형환율에 영향을 주는 여러 요소 중 공급측 요인에 국한시켜 이들의 상대적 중요도를 가늠하기 위해서 가상적인 균형환율을 구하고 이를 추정된 균형환율과의 차이를 비교하였다(<표 3> 참조).

여기서 가상적인 균형환율은 공급 측 변수 - 교역상대국의 단위노동비용, 교역상대국의 단위원자재비용, 한국의 노동투입계수, 한국의 에너지 투입계수- 의 값을 기준연도인 1985년에 고정시키고 균형환율식을 추정하여 구하였다.

우선, 한국의 생산성을 대변하는 노동투입계수와 에너지투입계수를 기준 년도에 고정시킨 상태에서 추정한 가상적인 균형환율(각각 균형환율A, 균형환율B)과 균형환율1을 비교해 볼 때 노동투입계수와 에너지투입계수 모두가 분석기간 중 균형환율을 하락시키는 방향으로 영향을 미치고 있으나 에너지 투입계수의 영향력은 극히 미미하고 노동투입계수의 영향력은 지대한 것으로 나타났다.  이는 한국의 노동생산성의 지속적인 증대가 원화의 가치상승에 커다란 기여를 했음을 의미하며 특히 1986년, 1990년, 1992년, 1996년에는 기여도가 두드러졌던 것으로 나타났다.  그러나 이와 같은 노동생산성의 증대가 지속적으로 균형환율을 낮추는 기여를 했음에도 불구하고 균형환율이 1987년 이후 상승세를 줄곧 유지한 것은 한국의 임금상승률이 노동생산성의 증가율을 계속하여 앞지른 것에 기인한다.

<표 3>                    가상적 균형환율의 추정

연도	균형환율1	균형환율A	균형환율B	균형환율L	균형환율E
1980	670	648	612	518	667
1981	695	684	661	581	691
1982	727	727	702	683	724
1983	812	814	791	739	809
1984	853	845	846	795	852
1985	871	871	871	871	871
1986	673	678	671	815	675
1987	682	677	676	871	684
1988	754	741	759	986	755
1989	881	867	902	1253	883
1990	895	885	930	1507	898
1991	888	881	926	1696	891
1992	979	971	966	2019	982
1993	1028	1016	1082	2006	1031
1994	1031	1010	1082	2269	1034
1995	1075	1045	1136	2422	1078
1996	1171	1134	1228	2912	1176
1997	1139	1094	1185	3165	1144

다음으로, 주요 교역국인 미국과 일본의 단위비용을 단위노동비용과 단위 원자재비용으로 나누어 가상 균형환율(각각 균형환율L, 균형환율E)을 추정하여 이들 요소가 균형환율에 미친 영향을 분석해보았다.  분석결과 <표 3>에서 보는 바와 같이 교역국의 단위노동비용의 변동은 균형환율을 상승시키는 방향으로 기여한데 반하여 교역국의 단위 원자재비용의 변동은 균형환율을 하락시키는 방향으로 기여한 것으로 나타나 결국 교역국의 단위비용의 변화는 균형환율에 거의 영향을 미치지 못한 것으로 분석되었다.

다. 한국의 환율정책 평가

본 절에서는 1980년대 이후 균형환율의 추정결과(균형환율1)와 실제환율을 비교해봄으로써 그간 한국의 환율정책을 평가해 보고자 한다.

우선, 수준 면에서 실제환율의 추이를 균형환율과 비교해보면 실제환율은 대체로 1980년대 초에는 균형환율보다 다소 낮았으나 1980년대 중반에 이르러 잠시 균형환율을 초과하다가 다시 1980년대 후반부터 외환위기의 발생직전인 1997년까지는 지속적으로 그리고 크게 균형환율을 밑도는 수준이었던 것으로 분석되었다.  이는 1980년대 중반까지는 환율을 균형환율에 수렴하는 방향으로 운용하였으나 1980년 대 후반 이후 균형환율과 지속적으로 괴리되는 방향으로 운용하였음을 시사하고 있다.

이와 같은 특징을 기간별로 나누어 각 모형에서 추정한 균형환율과 실제환율과의 괴리 정도를 면밀히 분석해보자.  첫째의 기간은 1980년 ～1984년중 경상수지가 적자인 기간으로서 균형환율이 실제환율보다 높아 원화의 추가적인 절하가 요청되었던 기간이다.  두 번째의 기간은 1986년 ～ 1987년으로서 실제환율이 균형환율보다 높아 추가적인 원화의 절상이 요구되었고 실제환율이 균형환율과 반대로 움직였던 기간이다.  구체적으로, 1986년에는 균형환율은 대폭 하락하였음에도 불구하고 오히려 환율은 실제로 소폭 상승하였으며 1987년에는 균형환율은 오히려 소폭 상승하였음에도 실제환율은 하락하였다.  세 번째의 기간은 1988 ～ 1996년으로서 균형환율이 실제환율보다 높고 그 격차가 지속적으로 확대되어 원화의 대폭적인 절하가 요청되었던 기간이다.  구체적으로, 실제환율은 1987년부터 1989년까지 지속적으로 하락하다가 1990년에 이르러 상승하기 시작한 반면 균형환율은 1988년부터 지속적으로 그리고 크게 상승하였다.  끝으로, 1997년에는 균형환율이 실제환율보다 높지만 그 격차가 줄기 시작하는 기간으로서 실제환율이 그간의 원화의 절하요인을 반영하기 시작하는 것으로 판단된다.

이상의 균형환율과 실제환율간의 비교분석을 토대로 그간 한국의 환율운용에 평가를 해보자.  1985년까지는 경상수지가 적자인 상황하에서 대체로 균형환율의 움직임과 같은 방향으로 그리고 비슷한 수준에서 환율이 운용되었으나 경상수지가 흑자로 전환된 1980년대 중반 이후부터 수년간 균형환율의 움직임과 반대의 방향으로 환율을 운용하면서 균형환율과의 격차가 크게 확대되는 문제점이 노정되었다.  이와 같이 정책당국이 환율을 균형환율과 크게 괴리된 상태로 운용하게된 것은 단지 경상수지의 동향에 집착한 나머지 생산성, 교역조건 등 공급측 요인을 고려하지 못하였기 때문이다.  다시 말하면, 그간의 환율정책은 단위비용, 교역조건 등 잠재적인 경쟁력을 고려하여 경상수지의 균형을 도모하는 장기적인 관점에서 실시되지를 못하고 근시안적이고 뒷북치는 식으로 실시된 것으로 평가할 수 있다.  구체적인 환율운용의 문제점을 지적하면 다음과 같다.

첫째,  1986년에는 엔화가 대폭 절상되고 유가가 급락하는 등 대외여건의 호조로 경상수지 흑자가 예상되어 큰 폭의 환율 인하가 필요했음에도 불구하고 오히려 환율을 올림으로써 그 후 수년간 무역수지의 흑자가 과도하게 발생하고 미국 등 교역국들로 하여금 지속적으로 원화의 절상 압력을 유발시키는데 일조를 하였다는 점이다.  또한 균형환율의 움직임에서 알 수 있듯이 1986년 한꺼번에 환율의 인하를 다행하지 못하고 1987년부터 1989년까지 서서히 환율을 내림으로써 원화 절상에 대한 기대가 형성되어 송금 등 핫모니가 대량 유입되는 부작용이 있었다.

둘째, 1988년과 1989년에는 생산성을 앞지르는 임금상승으로 경상수지의 악화가 예상되어 큰 폭의 평가 절하가 필요했음에도 불구하고 오히려 선진국의 절상압력에 따라 환율을 내림으로써 1990년 이후 대외여건의 변화로 경상수지가 적자로 반전됨을 예방하지 못하고 오히려 이에 일조하는 역할을 하였다는 점이다.

셋째, 1990년대에 들어와서 고비용, 저효율의 경제구조의 정착, 저임금을 토대로 한 멕시코, 중국 등 후발개도국의 한국 수출시장의 잠식, 교역조건의 악화 등으로 경상수지의 적자가 누적되었음에도 불구하고 균형환율을 유지하도록 적극적인 외환시장개입을 실시하지 못하였다는 점이다. 특히 1992년 이후 주식시장의 일부 개방으로 자본이 대거 유입되어 원화의 절상압력이 지대했을 때 소극적으로 대처함으로써 오히려 환율이 떨어지는 오류도 범하였다.  이와 같이 균형환율보다 크게 낮은 수준에서 환율을 운용하게 됨에 따라 국내외여건의 악화와 더불어 경상수지적자는 1990년 중반 이후 크게 증가하면서 종국적으로 외환위기를 겪게되었다.

Ⅳ. 실질실효환율지수 접근법과의 비교

본 장에서는 기존에 정책당국이 균형환율의 지표로서 가장 많이 활용한 실질실효환율접근법에 의하여 원달러 균형환율을 추정하고 이를 앞장에서 추정한 균형환율과 비교함으로써 실질실효환율지수에 의한 균형환율의 적합성을 평가해보고자 한다.

1. 실질실효환율지수 접근법에 의한 균형환율의 추정

실질실효환율지수(REERI)란 구매력평가설에 기초를 두고 한 국가의 수출경쟁력을 측정하거나 환율의 적정여부를 판단할 목적으로 실질실효환율을 상품수지가 균형인 연도를 기준 년도(REERI = 100)로 하여 지수화한 것이다.  실질실효환율이란 교역국과의 평균적 환율인 명목실효환율을 교역국과의 상대적 물가상승률로 조정한 것이다.  이때 환율은 통상적으로 외국통화인 달러로 표시하게 되어 실질실효환율지수가 100보다 크면 자국통화가 과도하게 절상되어 절하가 요구되는 것으로 반대로 100보다 작으면 반대로 자국통화의 절상이 필요한 것으로 해석하게 된다.

본 연구에서는 1985년도를 기준 년도로 하고 물가지수는 소비자물가지수와 생산자물가지수를 함께 사용하였다. 실질실효환율지수를 수식으로 표기하면 식 (14)이 된다.

[eqn: REERI~=~PI ``( R_ {i`t} over R_ {i`0} )^{w_i} cdot { {p_ {k`t}} over {p_ {k`0}} } over {PI`` ( p_ {i`t} over p_ {i`0} )^{w_i}}]× 100  , i = 1,2      (14)

여기서, [eqn: R_{1`t}~, R_{2`t}] 는 각각 t 연도의 원화의 달러표시($/￦), 엔화표시(￥/￦) 환율이며, [eqn: P_{k`t}~,P_{1t}~,P_{2t}] 는 각각 한국, 미국, 일본의 물가지수를 나타낸다.  그리고 0은 기준연도를 나타낸다.

t년도의 균형환율(￦/$)은 t년도에서 엔달러환율과 각국의 물가지수가 주어진 상태 하에서 REERI = 100을 만족시켜야 하므로 식 (14)로부터 양변에 log를 취하여 정리한 식 (15)의 역수가 된다.

[eqn: R_{1t}~=~ EXP(w_1log{P_{1t} over P_{10}}+w_2log{P_{2t} overP_{20}} -w_1log{P_{kt} overP_{k0}} -w_2 log{￥ over $}+ w_1logR_{10}+w_2logR_{20})] (15)

2. 실질실효환율지수 접근법의 평가

<표 4>와 <그래프 2>에서는 생산자물가지수를 이용한 실질실효환율지수 접근법에 의한 균형환율(균형환율3)과 소비자물가지수를 이용한 실질실효환율지수 접근법에 의한 균형환율(균형환율4)의 추정결과를 본 연구에서 추정한 균형환율(균형환율1)과 비교하여 보여주고 있다.

<표 4>             균형환율의 비교

	실제환율	균형환율1	균형환율3	균형환율4
1980	608	670	720	748
1981	681	695	809	830
1982	731	727	874	894
1983	776	812	860	882
1984	806	853	855	873
1985	871	871	871	871
1986	881	673	786	765
1987	822	682	743	724
1988	731	754	712	719
1989	671	881	716	755
1990	708	895	740	801
1991	734	888	750	819
1992	781	979	752	827
1993	803	1028	726	803
1994	804	1031	722	809
1995	771	1075	718	804
1996	805	1171	771	881
1997	951	1139	829	941

이들 균형환율과 실제환율의 움직임을 비교해볼 때, 1980년대 초반에는 균형환율이 높아 실제의 환율이 상승하였으며 1980년대 중반 이후에는 균형환율이 낮아 실제의 환율이 하락하고 1990년대에 들어와서는 이들 균형환율과 비슷한 수준에서 움직여왔다.  이와 같은 현상은 실제환율은 장기적으로 구매력평가설을 만족시키고 있음을 보여주고 있는 것으로서 정책당국이 실질실효환율지수에 기초를 둔 균형환율을 염두에 두면서 환율을 운용해 온 것으로 사료된다.

그러나, 이들 균형환율을 본 연구에서 추정한 균형환율(균형환율1)과 비교해 볼 때 다음과 같은 차이점을 발견할 수 있다.  전반적으로 1980년대에는 실질실효환율지수 접근법에 기초한 균형환율이 높아 원화를 상대적으로 과소평가하고 있으며 1990년대에는 상대적으로 원화를 과대평가하고 있는 것으로 분석되었다.  구체적으로 1980년대 초반에는 한국의 높은 물가상승률을 반영하여 실질실효환율지수에 기초를 둔 균형환율이 높은 수준을 보였으며 1986년부터 1988년까지는 서서히 원화를 절상시키는 신호를 보이다가 1989년에 이르러서야 비로소 원화를 절하시키는 방향으로 신호를 변경하여 1986년에 급격한 절상과 1987년 이후부터 절하의 신호를 보내는 본 연구의 추정결과와는 큰 차이를 보이고 있다.  한편, 1990년 이후부터는 실질실효환율에 기초를 둔 균형환율이 본 연구의 추정결과보다는 낮은 수준에서 격차도 점차로 확대되는 경향을 보여왔다.  이는 본 연구의 추정결과는 급격한 환율상승의 필요성을 강조한데 반하여 실질실효환율지수에 기초한 균형환율은 완만한 환율상승을 요구하거나 특히 1994부터 1995년까지는 오히려 절상까지도 요구하였음을 반영하고 있다

이와 같이 1980년 대 후반 이후 실질실효환율지수 접근법에 기초를 둔 균형환율이 본 연구의 추정결과와 큰 괴리를 보이고 있는 것은 수요적 측면만을 고려하였을 뿐 당시의 한국 경제의 근본적인 문제점인 공급측면의 문제점 즉 고비용․저효율의 경제구조와 교역조건의 악화 등을 전혀 고려하지 못한 결과로 해석된다.  이와 같이 현실적이지 못한 실질실효환율지수에 근거한 한국의 환율운용은 1990대에 들어와 경상수지의 적자누적에 일조한 것으로 판단된다.  이러한 관점에서 특히 1990년대 이후의 실질실효환율지수 접근법에 기초를 둔 균형환율은 현실적으로 큰 결함을 갖고 있으며 앞으로 한국의 환율운용도 실질실효환율지수에 전적으로 의지하는 관행을 탈피해야할 것으로 평가된다.

Ⅴ. 맺음말

본 연구는 향후 자본이 무제한 이동되는 상황하에서 환율이 수출경쟁력에 장애가 되지 않기 위해서는 균형환율의 유지가 중요한 환율운용의 과제라는 인식 하에 그리고 이전까지 균형환율의 척도로 주로 활용되었던 실질실효환율지수가 현실과 크게 괴리된 균형환율을 제시하였다는 문제의식 하에서 보다 현실성 있는 새로운 균형환율의 산출방법을 모색하고자 하였다.

국내외 물가변동만을 고려하는 실질실효환율지수는 1980년 대 후반 이후 형성된고비용․저효율의 한국경제의 구조를 반영할 수 없었기 때문에 특히 1990년 대 후반에 들어와 원화가 크게 고평가되는 환율운용을 정당화하는 문제가 있었다.  이에 따라 본 연구에서는 한국경제의 구조적 특징을 반영할 수 있도록 Yoshikawa(1990)의 2국가 모형을 미국과 일본을 포함하는 3국가 모형으로 확장하여 국내외 명목임금이외에 한국의 노동투입계수, 에너지 투입계수, 교역국의 단위비용 등 공급측면의 변수와 교역조건 그리고 엔달러 환율을 설명변수로 하는 장기균형환율식을 도출하여 1980년부터 1997년까지의 원달러 균형환율을 추정하였다.  이와 아울러 균형환율의 추정결과를 활용하여 균형환율 변동의 요인분석, 과거 환율운용에 대한 평가, 실질실효환율지수에 근거한 균형환율의 문제점 분석 등을 실시하였으며 그 결과는 아래와 같다.

첫째, 장기적으로 볼 때 균형환율은 대체로 국내외 임금상승률 격차와 한국의 노동생산성 변화에 의하여 변동되어 왔음을 알 수 있다.  구체적으로, 1980년부터 1985년까지는 엔달러 환율이 안정적인 가운데 국내외 임금상승률 격차가 한국의 노동투입계수와 에너지 투입계수의 하락세를 능가하여 균형환율은 완만한 상승세를 나타냈으며 노동투입계수와 에너지 투입계수의 하락 폭이 교역상대국과의 임금상승률 격차를 크게 압도한 1986년에는 균형환율이 큰 폭으로 하락하다가 1987년 이후 다시 상승하기 시작하여 1988년과 1989에는 엔달러 환율의 하락세에도 불구하고 한국의 과도한 임금상승으로 인하여 1985년의 수준으로 크게 상승하였다.  1990년 대 초반에는 엔달러 환율의 지속적인 하락세, 교역조건의 개선 그리고 노동투입계수가 하락하였음에도 불구하고 한국의 높은 임금상승률로 인하여 균형환율은 완만한 상승세를 유지하였으며 특히 1992년에는 미국의 단위비용이 급락하고 한국의 급격한 임금상승으로 인하여 균형환율은 크게 상승하였다. 1996년에는 엔달러 환율이 상승세로 반전함과 더불어 교역조건이 크게 악화되고 입금이 급격히 상승하면서 균형환율은 다시 크게 상승하였다.  그러나 1997년에는 한국의 임금상승이 안정되면서 주요 교역국과의 임금상승률의 격차가 한국의 노동투입계수의 하락율에 못미처 균형환율이 소폭 하락하였다.

둘째,  균형환율과 실제환율간의 비교분석을 토대로 볼 때  그 간의 환율운용은 단지 경상수지의 동향에 집착한 나머지 생산성, 교역조건 등 잠재적인 경쟁력을 고려하여 경상수지의 균형을 도모하는 장기적인 관점에서 실시되지를 못하고 근시안적이고 뒷북치는 식으로 실시된 것으로 평가된다.  예를 들자면 1986년에는 엔화가 대폭 절상되고 유가가 급락하는 등 대외여건의 호조로 경상수지 흑자가 예상되어 큰 폭의 환율 인하가 필요했음에도 불구하고 오히려 환율을 올림으로써 그 후 수년간 무역수지의 흑자가 과도하게 발생하고 미국 등 교역국들로 하여금 지속적으로 원화의 절상 압력을 유발시키는데 일조를 하였다는 점,  1986년 한꺼번에 환율의 인하를 다행하지 못하고 1987년부터 1989년까지 서서히 환율을 내림으로써 원화 절상에 대한 기대가 형성되어 송금 등 핫모니가 대량 유입되는 부작용이 있었다는 점,  1988년과 1989년에는 생산성을 앞지르는 임금상승으로 경상수지의 악화가 예상되어 큰 폭의 평가 절하가 필요했음에도 불구하고 오히려 선진국의 절상압력에 따라 환율을 내림으로써 1990년 이후 대외여건의 변화로 경상수지가 적자로 반전됨을 예방하지 못하고 오히려 이에 일조하는 역할을 하였다는 점,  1990년대에 들어와서 고비용, 저효율의 경제구조의 정착, 저임금을 토대로 한 후발개도국의 한국 수출시장의 잠식, 교역조건의 악화 등으로 경상수지의 적자가 누적되었음에도 불구하고 균형환율보다 크게 낮은 수준에서 환율을 운용하였다는 점 등이다.

셋째, 실질실효환율지수에 기초를 둔 균형환율과 본 연구에서 추정한 균형환율을 비교해 볼 때, 특히 1990년 대에는 급격한 환율상승의 필요성을 강조한 본 연구의 결과와는 달리 실질실효환율지수에 기초를 둔 균형환율은 완만한 환율상승을 요구하거나 특히 1994부터 1995년까지는 오히려 절상까지도 요구함으로써 현실과 크게 괴리되는 신호를 주었음을 시사하고 있다.

이상의 분석결과를 토대로 볼 때 본 연구에서 제시하는 균형환율의 추정방법이 균형환율의 수준에 있어서나 변동방향에 있어서 실질실효환율지수에 기초한 방법보다 현실적으로 판단되며 따라서 한국의 환율운용에 있어서 참고자료로 비중 높게 활용되기를 기대한다.  이를 위해서는 노동투입계수, 에너지 투입계수 등의 자료가 보다 신속히 제공될 수 있도록 통계의 추계 면에서 개선이 이루어져야 할 것이다.

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