전자화폐와 통화정책*

The Electronic Money and

Monetary Policy in Korea

김  미  아**

본 논문에서는 우리 나라에 있어서 전자화폐 등 전자결제수단의 보급이 통화수급 및 통화정책에 미치는 영향에 대하여 공적분-오차수정모형을 이용하여 실증분석을 시도하였다. 1991-2000년 기간을 대상으로 분기별 시계열 자료를 이용하여 분석한 결과를 보면 전자화폐 등 전자결제의 발전이 현금화폐수요를 감소시키고 결국 통화량을 증가시키는 요인으로 작용하는 것으로 나타났다.  또한 전자화폐가 이러한 통화승수에 미치는 효과를 추정해 본 결과 전자결제가 확산되면서 현금화폐수요를 감소시킴으로써 통화승수가 증가되는 것으로 나타났다. 중앙은행은 통화승수가 안정적일 때 본원통화를 조절함으로써 통화량을 적정수준으로 유지하게 되는데 본 연구 결과와 같이 전자화폐의 확산으로 통화승수가 증가하는 경우 통화정책의 유효성이 떨어지게 되므로 정책운용이 어려워질 수 있다. 중앙은행이 통화정책의 효율적인 수행을 유지하려면 전자화폐 발행에 대하여 규제하는 방안을 강구해야 할 것이다.  즉 중앙은행이 전자화폐 발행기관의 전자화폐 발행 액에 대하여 중앙은행의 지급준비금 부과대상으로 포함시키고 지급준비정책의 활용을 통하여 통화관리 기능을 보완할 수 있을 것이다.

핵심용어: 전자화폐, 현금화폐수요, 통화승수, 통화정책, 중앙은행

Mi-Ah KIM

국문초록

_______________________________________________

* 본 논문은 2000년도 원광대학교의 교비지원에 의해서 연구됨

** 원광대학교 경상대학 경제학부 부교수

I. 서 론

디지털기술의 개발로 전자화폐가 전자결제제도의 새로운 수단으로 대두되고 있는 가운데 세계각국은 전자화폐를 다양한 형태로 개발하여 시험, 운용하고 있다. 전자화폐란 IC칩이 내장된 카드나 인터넷에 연결된 PC에 화폐적 가치를 저장하였다가 상품 등의 구매에 사용하는 전자지불수단이다. 전자화폐는 IC카드형(전자지갑)과 네트워크형으로 구분할 수 있는데 IC카드형은 현금을 대용할 수 있는 가치가 카드에 부착된 IC칩에 저장된 것으로 네트워크형보다 더 발전된 단계에 있다. 현재 개발중 인 카드형 중에는 Mondex, Proton, VisaCash 등이 세계적으로 가장 잘 알려져 있다. 네트워크형의 경우에는 컴퓨터의 기억장치 등에 가치를 저장하였다가 인터넷을 통하여 상품구매 대금으로 지불하는 형태로서 현재는 개발초기 단계에 있어 카드형보다 보급이 제한되어 있다. 그러나 네트워크형 전자화폐는 카드형 전자화폐가 가지고 있지 못한 원격지 결제 기능을 가지고 있어 발전단계에 이르면 보다 광범위한 결제수단으로 이용될 가능성이 있다.

BIS(Survey of E-Money Development, 2000.5) 에 의하면 카드형 전자화폐는 전세계 39개국에서 73개의 전자화폐 프로젝트가 개발, 운영 중에 있는데 그 중에서 독일, 네덜란드, 벨기에, 스위스, 싱가폴, 홍콩 등 15개국에서는 이미 전국적 규모로 운영되고  있을 정도로  널리 확산되고 있다. 미국의 VisaCash, 영국의 Mondex, 벨기에의 Proton 과 Europay, 네덜란드의 Chipper, 포르투갈의 PMB, 핀란드의 Avant 등은 전자화폐 시스템의 해외보급을 추진 중에 있다.

네트워크형 전자화폐는 전세계6개국에서 13개의 프로젝트가 진행 중에 있는데 프로젝트 이용       자수가 2만 6천명 수준에 이르고 있다.

한편 우리 나라의 경우 선불형 소액결제카드를 포함해서 K-Cash, Visacash, 몬덱스 등 다양한 형태로 전자화폐 개발이 추진되고 있으며 일부는 이미 시범, 운영 중에 있다. K-Cash는 금융기관 공동으로 개발한 한국형 전자화폐로 2000년 7월부터 시범운영중인데 고객의 예금에서 일정액을 ‘전자화폐 발행계정’에 이체한 후 같은 금액을 IC카드에 저장하는 방식의 선불카드 형태인데 네트워크 겸용으로 발전시킬 예정이다.

자세한 내용은 한국은행, 「지급결제정보」, 2000.7 참조

전자화폐는 지급수단에 있어서 기존의 화폐를 대체하고 국경을 자유로이 통과할 수 있는 잠재력을 가지고 있어 화폐금융제도에 중요한 변화를 가져올 것으로 예견하고 있다. 전자화폐의 상용화는 중앙은행의 통화정책, 금융기관 감독 및 금융체제의 안정성을 위협하는 요인이 될 수 있는데  즉  중앙은행은 총 통화를 통제하는 능력을 잃게 되고 전반적인 금융위기를 초래할 수 있다는 주장이 있다. 중앙은행의 주요관심사는 보안문제인데 널리 사용되고 있는 전자화폐가 위조될 경우 금융체제는 심각한 혼란을 겪을 것이다.

본 논문은 전자화폐의 상용화가 통화수급 및 통화정책에 어떠한 영향을 주는지 분석한다. 서론에 이어 제II장에서는 전자화폐가  통화수급에 미치는 영향에 대해서 기존연구를 검토하면서 분석한다. 제 III장에서는 우리 나라에 있어서 전자화폐가 통화수급에 미치는 효과를 추정하기 위하여  화폐수요모형을 설정하고 공적분-오차수정모형을 활용하여 실증분석을 시도한다.  제 IV장에서는 실증분석 결과에 기초하여 전자화폐 확산에 대응한 통화정책의 주요과제를 제시한 후 마지막 제 V장에서는 상기분석결과를 요약하고 시사점을 제시하며 결론을 맺는다.

II. 전자화폐가 통화수급에 미치는 영향에 대한 기존연구

전자화폐의 사용은 다양한 지급결제수단의 사용에 영향을 미치게 되는데 특히 전자화폐의 확산으로 현금화폐가 대체되는 경우 현금화폐수요의 감소는 통화승수와 유통속도에 영향을 미쳐 중앙은행의 통화량 조절능력을 약화시킬 수 있다. 본 장에서는 전자화폐가 현금화폐수요에 어떻게 영향을 주고 통화량의 변화를 가져오는지 분석한다.

전자화폐가 보편화되면 소액거래의 대부분을 전자화폐로 거래함에 따라 현금을 보유하려는 동기는 점차 약화된다. 이에 따라 현금화폐는 은행에 집중되고 은행은 예금에 대한 현금인출 요구에서 자유로워짐에 따라 은행의 신용창출은 획기적으로 증가하게 된다.  그런데 전자화폐의 현금화폐 대체정도는 전자화폐가 가져다주는 사회경제적 편익과  전자화폐 사용으로 인하여 발생하는 비용에 달려 있다. 즉 전자화폐는 소비자 측면에서 보면 잔돈관리의 필요성이 감소되고 현금인출 비용이 감소하므로 전자화폐 사용에 따른 편익을 얻게 되지만 신용카드에 비하여 신용기간이 감소하므로 전자화폐의 사용유인이 적을 수 있다.

한편 판매자 측면에서 보면 전자화폐의 이용을 위해 필요한 초기투자와 설비의안정적 유지는 비용을 발생시킨다. 전자화폐는 소비자와 판매자가 전자화폐사용으로 발생하는 편익이 비용보다 커질 때 사용이 활성화되어 현금화폐를 대체할 수 있을 것이다.

전자화폐의 보급이 현금화폐를 대체할 가능성에 대해서는 학자들마다 견해가 다르나 대체로 현금화폐 수요의 감소를 가져올 것이라는 견해가 일반적이다.. Friedman(1999)은 전자화폐가 현재와 같이 급속히 보급된다면 전자화폐가 현금화폐를 완전히 대체할 수 있으며 이에 따라 중앙은행은 효율적인 통화신용정책을 수행할 수 없게 되어 존립기반을 상실하게 될 것이라고 주장하고 있다. 반면  Ely(1997)에 의하면 전자화폐는 위조, 해킹 등 범죄에 노출될 위험이 크기 때문에 현금화폐를 대체할 가능성이 적으며 전자화폐의 발전도 한계가 있을 것으로 전망하고 있다.

Berentsen(1998)은 전자화폐가 현금화폐를 대체하는 경우 현금이 시중은행으로 유입되어 은행의 신용창출이 확대되고 그 결과 통화량이 증가하게 될 뿐만 아니라 통화의 유통속도를 높이고 불안정하게 하여 통화정책의 수행을 어렵게 한다고 주장하고 있다.

전자화폐가 상용화되면 일반의 현금수요 감퇴로 시중현금이 은행으로 환류되고 은행은 초과지급 준비금이 발생하여 통화량이 증가하게 된다. 통화량은 중앙은행의 본원통화의 승수배(m) 만큼 증가하게 되는데 통화승수는 현금통화비율(현금통화/통화량), 예금 지급준비율(r)에 의해 결정된다.

M = m RB

[eqn: m= { 1} over {c+r(1-c) }]

M은 통화량, m은 통화승수, RB는 본원통화, c는 현금통화비율, r은 지급준비율을 나타낸다.

전자화폐의 사용이 확산될 경우 민간의 현금보유성향이 떨어져 현금화폐수요는 감소하고 예금화폐는 증가하게 된다. 그 결과 현금통화비율(c)이 하락하면 그만큼 통화승수는 커지게 되어 본원통화공급이 불변인 상태에서도 통화량이 증가하게 된다.  전자결제시대에는 통화량의 변동성이 증대되고 유통속도가 커지므로 통화증가율의 미미한 변동이 이자율을 크게 변동시킬 수 있다.  Solomon(1991)은 금리와 통화량간의 상호작용을 고려한 동태적 모형을 통해 전자결제가 중앙은행의 통화량 조절 메커니즘에 미치는 동태적 효과를 보여주고 있다.

중앙은행의 통화정책과 통화량의 변동은 다음과 같이 표시할 수 있다.

[eqn: {dM(t)} over {dt}] = - fm[M(t-τ) - M*] + lm[re -r(t)]                             (1)

fm: 중앙은행의 통제력 크기    M*: 목표통화량

lm : 금리변화에 대한 민감도   re :  예상금리

r(t) : 실제금리                τ : 시차

식 (1)의 오른 쪽 첫째 항목은 실제 통화공급량이 목표통화량과 갭(gap)이 있을 경우 통화공급을 조절하는 피드백 준칙하의 통화관리 시스템을 보여주고 있는데 fm은 중앙은행의 통제정도를 의미하므로 fm값이 클수록 M과 M*의 갭이 빠른 속도로 조정되는 것이다. τ 는 실제통화공급량을 목표통화량 수준으로 조절하는 통화정책과정에서의 시차를 나타낸다. 식 (1)의 둘째 항목은 실제금리와 예상금리의 차이가 통화량의 변동에 미치는 영향을 보여준다.

전자결제시대에 통화량흐름이 금리에 미치는 동태적 효과는 식(2)과 같이 표시된다.

[eqn: {dr(t)} over {dt} =] lr [re - r(t)] - c1γ[eqn: {dM(t) } over {dt }]                              (2)

lr : 금리변화에 대한 민간 반응도

c1 : 계수      γ: 통화유통속도

식 (2)의 오른 쪽 첫째항목은 식 (1)의 둘째 항목의 대응변수로서 금리 차에 대한 민간의 반응도를 나타내고 둘째 항목은 통화유량의 변동이 금리에 미치는 효과를 보여준다. 전자결제의 발달 등으로  γ(통화의 유통속도)가 커지게 되면 통화량의 변동이 금리에 미치는 영향력이 크게 작용하여 금리의 불안정이 초래되고 이는 식 (1)을 통해 통화량에 영향을 주고 그 결과는 다시 식 (2)을 통해 영향을 주는 상호작용(feed-back)과정을 통해 금리와 통화량 변동이 시간이 지남에 따라 점차 증폭되는 결과를 초래한다는 것이다. 본 모형은 전자결제시대에 금리와 통화량간의 상호 증폭작용으로 인한 금융시장의 불안정성을 보여주는 것으로서 이는 곧 중앙은행의 통화정책 수행이 어렵게 될 가능성을 암시하는 것이다.

Krueger(1999)에 의하면 전자화폐의 보급이 통화량에 미치는 영향은 중앙은행의 통화정책의 중간목표가 통화총량인지 이자율인지에 따라 달라진다는 것이다. 통화정책의 중간목표가 통화총량이라면 전자화폐의 대체가 통화량의 증가를 초래하는 반면, 중앙은행의 통화정책의 중간목표가 이자율이라면 전자화폐가 현금통화를 대체한다 해도 통화량에 별로 영향을 주지 않을 것이라고 주장하고 있다.

전자화폐가 현금화폐수요에 미치는 영향에 대한 실증연구를 보면 대체로 화폐의 거래적 동기 면에서 화폐수요가 전자화폐의 영향을 받는 것으로 나타났다.  Daniels & Murphy(1994)는 금융부문의 기술혁신이 미국의 민간화폐수요에 미치는 영향에 대해 실증 분석한 결과 신용카드의 이용 확대와 현금자동 인출기 등의 금융기술 혁신이 소비자의 현금잔고 보유 유인을 적게 함으로써 현금화폐수요를 감소시키는 효과를 가진다는 것을 입증하였다.

Boeschoten(1992)의 연구에서는 유럽, 미국, 일본을 대상으로 전자화폐 등 전자결제의 발전이 현금화폐수요에 미치는 영향을 실증 분석한 결과 신용카드와 직불카드는 현금화폐수요를 감소시키는 경향이 있는 것으로 나타났다.

우리 나라의 경우 강 임호(1999), 탁 승호(2000) 등의 실증 연구가 있다. 강 임호(1999)는 전자지불수단의 광범위한 사용으로 인하여 통화량에 미치는 효과를 1980-97년 기간동안의 연간자료를 이용하여 실증 분석하였는데  전자화폐가 통화량에 미치는 효과는 크게 나타나지 않을 것으로 전망하였다. 그는 또한 전자화폐 대체로 인한 예금 증가 분을 한국은행이 환수하는 것으로 가정한 후 시뇨리지에 미치는 효과를 추정한 결과  전자화폐 대체로 인한 시뇨리지 감소효과는 미미한 것으로 나타났다.

탁 성호(2000)의 연구에서는 전자화폐의 발전이 통화수요 및 통화량 조절 메커니즘에 미치는 영향을 1980-1999년의 연간 및 분기자료를 이용하여 실증 분석하였는데 그 결과 전자화폐가 현금화폐를 대체하면서 현금화폐수요를 감소시키는 요인으로 작용할 것으로 예상하였다. 또한 전자화폐는 통화승수, 통화의 유통속도 등 통화정책 변수에 영향을 줌으로써 통화신용정책의 유효성에 문제를 제기할 가능성이 있는 것으로 나타났다.

그러나 강 암호(1999), 탁 성호(2000)의 연구는 우리 나라 전자화폐 연구에 있어서 선구적인 연구를 남겼다는 의미를 가지기는 하나 연간자료를 이용함으로써 표본수가 너무 적고 단순한 선형회귀분석에 그치고 있다는 한계점을 가지고 있다. 따라서 본 연구는 분기별 자료를 이용하여 표본 수를 늘리는 한편 공적분-오차수정 모형기법으로 실증분석을 시도하고자 한다.

III. 전자화폐가 통화수급에 미치는 효과에 대한 실증분석

1. 모형의 설정

전자화폐가 통화수급에 미치는 효과를 분석하기 위하여 Baumol( 1952)의 거래적 동기에 의한 화폐수요모형을 토대로 하여 전자화폐를 설명변수에 추가하여 다음과 같이 모형을 설정하였다.

Cumt =  exp(A) × ( Ept )α ytβ itγ                                     (1)

Cumt : 화폐발행액(Cut ) / 통화량 ( Mt)

Ept : 전자결제비율(건수기준)   yt : 실질국민소득

it : 실질이자율

RMt   = exp(A) × ( Ept )χ ytδ  itθ                        (2)

RMt :  실질통화량       Ept : 전자결제비율(건수기준)

yt : 실질국민소득         it : 실질이자율

m = exp(A) × ctω rtψ Eptη                                        (3)

m : 통화승수 (M /RB)       ct : 현금통화비율(민간화폐보유액/ M)

rt : 지급준비율               Ept : 전자결제비율

식  (1), (2), (3)에서 전자결제비율은 전자화폐의 대용변수로서 전자방식의 결제건수가 총 지급결제 건수에서 차지하는 비율이다. 전자방식 지급결제는 전자지로, 은행공동망, 신용카드와 한국은행 금융 결제 망을 포함하고 있다. 전자결제건수의 자료는 한국은행의 금융 결제 국의 지급결제통계의 자료를 활용하였다. 식 (1)은 현금 화폐수요함수로서 화폐 발행 액 비율은 전자결제비율, 실질국민소득, 실질이자율의 함수임을 의미한다. 전자화폐 등 전자결제가 상용화되면 전자화폐로 결제가 가능해지므로 시중의 현금수요는 감소할 것으로 예상하여 α는 양수(+)가 되는 것으로 가정하였다.  한편 실질국민소득과 실질이자율이 증가할수록 현금화폐수요는 감소할 것으로 가정하여 β와 γ는 음수(-)가 되는 것으로 기대하였다.

식(2)은 통화량함수로서 통화량은 전자결제비율, 실질국민소득, 실질이자율의 함수임을 의미한다. 전자화폐 등 전자결제가 증가하면 현금보유동기의 감소로 인하여 통화승수가 증가하고 결국 통화량을 증가시키는 결과를 가져 올 것으로 기대하여 χ는 양수(+)가 되는 것으로 가정하였다. 또한 실질국민소득이 증가하면 통화량은 증가할 것이므로 δ는 양수(+)로 예상되는 반면 실질이자율이 상승하면 실질통화량은 감소할 것으로 예상하여  θ는 음수(-)로 예상된다.

식(3)은 전자화폐 등 전자결제의 확산이 통화승수에 미치는 효과를 추정하기 위한 모형으로서 통화승수가 현금통화비율, 지급준비 율, 전자결제비율의 함수임을 의미한다. 현금통화비율과 지급준비 율이 증가할수록 통화승수는 감소하므로  ω와 ψ는 음수(-)로 기대되는 반면 전자결제비율이 증가할수록 통화승수가 증가할 것으로 예상하여  η 는 양수(+)로 기대된다.

2. 이용자료 및 추정방법

상기모형들을 추정하는데 이용한 자료는 1991년 1/4분기부터 2000년 4/4분기까지의 분기별 자료이며 전체 표본 수는 40개이다.  분석에 사용한 자료는 <표 1>에 나타난 바와 같다.  실질국민소득은 국민계정상의 실질국민총소득(GNI)을 사용하였고, 이자율은 3년 만기 회사채금리를 사용하되 명목이자율에서 소비자물가상승률을 차 감한 실질이자율을 사용하였다. 실질통화수요변수로는 M1(평잔), M2(평잔), M3(평잔)을 각각 소비자물가지수(CPI)로 나눈 변수를 사용하였다.  모든 자료는 계절 조정되지 않은 원시계열을 사용하였는데 그 이유는 계절 조정된 시계열을 사용할 경우 원자료가 포함하고 있는 정보의 손실을 가져와서 통계적 추론에서 오류를 초래할 가

<표 1> 실증분석에 사용한 자료

_____________________________________________________________________________

변수명                       사용자료

_____________________________________________________________________________

화폐발행액(Cum)           화폐발행액(Cu) / 통화량(M1 or M2 or M3), %

전자결제비율 (Ep)         전자방식의 결제건수/ 총 지급결제 건수, %

실질국민소득 (y)           실질국민총소득(GNI)

실질이자율(i)              회사채금리-소비자물가상승률

실질통화수요(RM)          M1(평잔) or M2(평잔) or M3(평잔) / CPI

현금통화비율(C)            민간화폐보유액(Cur)/M1 or M2 or M3, %

통화승수(m)                M1 or M2 or M3 / 본원통화(RB)

____________________________________________________________________________

능성이 있다는 것이 다수의 연구에서 지적되었기 때문이다. 추정에 앞서 데이터가 분기시계열인 만큼 단위 근 검정(unit root test)을 시행하였다.

모든 변수를 로그 전환하여 ADF(Augmented Dickey-Fuller) Test를 시행한 결과는 <표 2>에 나타나 있다. 추세항의 존재가 단위 근 검정에 영향을 미치므로 각 검정에는 추세 항을 넣은 것과 그렇지 않은 것으로 구분하였다. 결과를 수준변수와 1차 차분 변수로 나누어보면 먼저 수준변수의 경우 실질이자율을 제외한 모든 변수가 단위 근을 가지고 있어 불안정적인 것으로 나타났다. 단지 통화승수의 경우에는 검정방법에 따라 상이한 결과가 나타나고 있는데 M1을 사용하여 통화승수를 계산한 경우 추세 항이 없는 경우에는 단위 근이 존재하나 추세 항을 첨가할 경우에는 단위 근이 존재한다는 가설이 5%유의수준에서 기각되고 있다.

한편 1차 차분 변수에 있어서는 실질국민소득, 통화승수를 제외한 모든 변수가 단위 근이 존재하지 않는 것으로 나타났다. 실질국민소득은 수준과 1차 차분 모두에 단위 근이 존재한다는 결과를 보이는 한편 통화승수의 경우에는 M2, M3을 사용하여 계산한 경우에만 단위 근이 존재하는 것으로 나타났다. 현금통화비율은 M1을 사용하여 계산한 경우에 추세 항을 첨가한 경우 단위 근이 존재하는 것으로 나타났다. 결과를 종합하면 대체로 수준변수는 단위 근을 가지고 있어 불안정적인 것으로 나타났으나 1차 차분변수는 안정적인 것으로 나타났다.

단위 근 검정결과 사용변수들의 수준변수가 단위 근을 가지는 것으로 나타났으므로 수준변수를 이용하여 모형을 추정할 경우 가성회귀문제가 발생할 가능성이 있다.  그러나 일부 불안정한 시계열이 있더라도 시계열 상호간에 공적 분의 관계가 있어 선형결합이 안정적이면 가성적 회귀문제가 해소 될 수 있다. 따라서 식(1), (2), (3)를 사용하여 공적분관계가 있는지를 요한슨 검정방법(Johansen procedure)으로

<표 1> ADF방식에 의한 단위 근 검정

	수준변수		차분변수
	상수항	추세첨가	상수항	추세첨가
[eqn: { Cu} over {M_1 }]	-1.929	-2.960	-3.739	-3.729
[eqn: { Cu} over {M_2 }]	0.617	-0.524	-3.552	-3.966
[eqn: { Cu} over {M_3 }]	-0.995	-1.673	-3.770	-3.717
Ep	-2.338	-1.735	-2.657	-3.627
y	-2.018	-2.261	-2.606	-3.176
i	-2.942	-3.314	-4.029	-3.954
[eqn: { M_1} over {CPI }]	-2.064	-1.667	-3.805	-3.970
[eqn: { M_2} over {CPI }]	2.527	0.091	-3.874	-4.999
[eqn: { M_3} over {CPI }]	-2.590	0.360	-3.845	-5.101
[eqn: { M_1} over {RB}]	-2.414	-3.651	-3.631	-3.669
[eqn: { M_2} over {RB}]	0.011	-1.505	-2.296	-2.290
[eqn: { M_3} over {RB}]	-1.047	-1.432	-2.499	-2.502
[eqn: {Cur} over {M_1}]	-2.708	-2.856	-3.263	-3.223
[eqn: {Cur} over {M_2}]	0.989	-0.753	-3.601	-4.176
[eqn: {Cur} over {M_3}]	-0.744	-1.723	-4.085	-4.013
r	-0.803	-1.935	-3.938	-3.935
C. V. 1% C. V. 5%	-3.602 -2.936	-4.202 -3.525	-3.602 -2.936	-4.202 -3.524

검정해 보았다. 검정결과 얻어진 공적분 검정 통계량과 각 통계량의 극한분포로부터 구해진 임계 치는 <표 3-1> <표 3-2>에 정리되어 있다. 공적분 벡터의 개수를 Trace 검정을 통해 살펴보면 모든 모형에서 공적분 계수 r = 0 이라는 가설이 기각되고  r=1이라는 가설이 지지되고 있다. 공적분계수가 1 이라는 것은 모형 내에 1개의 정상관계 즉 장기균형관계가 존재한다는 의미이다. 1개의 공적분 벡터가 존재한다는 것이 판명되었으므로 그 추정된 계수를 보면 <표 4>에 나타난 바와 같다. 식 (1)의 추정치 들을 보면 전자결제비율과 실질이자율의 계수 추정 치의 부호는 이론적 예상부호와 일치하지만 실질소득의 계수 추정 치의 부호는 M1, M2, M3을 사용한 모든 경우 이론적으로 예상되는 부호와 반대로 나타났다.  전자결제비율의 경우 M1, M2, M3을 사용한 모든 경우 계수의 부호가  음으로 나타나 예상과 일치하고 통계적 유의성도 높게 나타났다. 추정결과는 전자화폐 등 전자결제비율이 확산되면 현금화폐가 전자화폐로 대체될 가능성이 높다는 것을 보여주고 있다.

식 (2)의 추정치 들을 보면 M1을 사용하였을 경우 실질소득과 실질이자율의 계수의 부호는 이론적 예상부호와 일치하지만  전자결제비율의 계수 부호는 이론적으로 예상되는 부호와 반대로 나타났다. 그러나 M2, M3을 사용한 경우에는 전자결제비율이 예상대로 통화수요에  정(+)의 효과를 가지는 것으로 나타났고 통계적 유의성도 높은 것으로  나타났다. 반면 M2, M3을 사용한 경우 실질국민소득과 실질이자율의 계수의 부호가 이론적으로 예상되는 부호와 다르게 나타났다. 추정결과 전자 화폐 등 전자결제비율이 증가하면 현금보유비율이 하락하는 한편 통화수요가 증가하게 될 것으로 예상할 수 있다.

식(3)의 추정치 들을 보면  M1을 사용한 경우 전자결제비율은 예상대로 양(+)의 부호를 보이는 한편 통계적인 유의도가 없는 것으로 나타났다. 반면 M2, M3을 사용한 경우에는 전자결제비율 비율의 계수 부호가 예상과 일치할 뿐 아니라 통계적인 유의성도 높게 나타났다. 지급준비율의 계수 부호는 M1, M3을 사용한 경우에만   예상부호와 일치하고 통계적인 유의성도 높게 나타났다. 현금통화비율은 M2를 사용한 경우에만  예상되는 부호와 일치하고 통계적인 유의 성이 높게 나타났다. 추정결과 전자화폐 등 전자결제비율이 증가하면 현금통화비율이 감소되고 통화승수가 커지는 것으로 나타났다.

상기분석 결과를 요약하면 우리 나라에 있어서 전자화폐가 널리 보급되면 현금화폐수요가 감소하여 전자화폐가 현금화폐를 대체하는 효과를 가져오며 통화승수는 높아짐으로써 통화량을 증가시키는 효과를 가지는 것으로 나타났다. 또한 전자화폐 등 전자결제의 발전이 통화승수에 영향을 미쳐 중앙은행의 통화정책에 있어서 어려움을 가중시킬 수 있을 것으로 예상된다.

< 표 3-1>  공적분 검정결과

	식 (1) : M1사용
	r =0	r≤1	r≤2	r≤3
Trace	82.55	24.75	9.09	0.97
Trace 95	47.21	29.68	15.41	3.76
	식 (1) : M2 사용
Trace	104.09	25.32	8.21	0.26
Trace 95	47.21	29.68	15.41	3.76
	식 (1) : M3 사용
Trace	58.74	29.44	13.95	2.55
Trace 95	47.21	29.68	15.41	3.76
	식 (2) : M1 사용
Trace	63.75	36.01	20.19	6.62
Trace 95	62.99	42.44	25.32	12.25
	식 (2) : M2 사용
Trace	91.15	22.89	11.69	3.56
Trace 95	47.21	29.68	15.41	3.76

주: Trace는 트레이스 검정통계량, Trace 95 는 유의수준 5%하에서의 임계지

<표 3-2> 공적분 검정결과

식 (2) : M3 사용
	r=0	r≤1	r≤2	r≤3
Trace	64.18	32.45	16.59	6.04
Trace 95	62.99	42.44	25.32	12.25
식 (3) : M1 사용
Trace	62.51	26.12	7.34	2.28
Trace 95	47.21	29.68	15.41	3.76
식 (3) : M2 사용
Trace	48.09	27.84	12.51	2.32
Trace 95	47.21	29.68	15.41	3.76
식 (3) : M3 사용
Trace	54.26	20.24	7.43	2.82
Trace 95	47.21	29.68	15.41	3.76

주: Trace는 트레이스 검정통계량, Trace 95 는 유의수준 5%하에서의 임계지

	식 (1)의 추정결과			식 (2)의 추정결과			식 (3)의 추정결과
	M1	M2	M3	M1	M2	M3	M1	M2	M3
α	-0.532*** (-2.505)	-3.103*** (-5.834)	-1.667*** (-6.409)
β	2.304 (2.604)	8.579 (4.028)	5.191 (4.856)
γ	-0.865*** (-4.735)	-2.172*** (-4.900)	-1.147*** (-5.102)
χ				-0.677 (-6.648)	2.442*** (5.968)	0.348*** (3.548)
δ				3.737*** (9.140)	-7.451 (-4.508)	0.076 (0.583)
θ				-0.471*** (-5.060)	1.573 (4.317)	1.096 (3.220)
ω							1.119 (3.834)	-1.109*** (-10.892)	0.222 (0.823)
ψ							-0.105*** (-2.947)	0.136 (1.780)	-0.467*** (-5.190)
η							0.062 (1.559)	0.190*** (7.744)	0.336*** (5.569)
상수항	18.864	80.581	50.159	33.689	-80.601	5.350	-1.406	-1.819	-3.871

< 표 4> 공적분 회귀모형 검정결과

주: ( )내는 t 값

*** 는 1%, **는 5%, *는 10%의 수준에서 유의하다 는 의미임.

상기 공적분 관계를 기초로 하여 오차수정모형을 설정함으로써 관련된 변수들간의 장기적 균형관계와 단기 동태적 관계를 같이 고려하였다. 오차수정모형은 공적분 관계에 있는 변수사이의 불균형오차를 반영한 오차수정항을 추가함으로써 장기균형관계와 더불어 단기적 조정과정이 동시에 설명되도록 하는 것이다. 이와 같은 방법을 따라 <표 4>의 장기균형식에 해당하는 공적분 회귀 식으로부터 오차수정항 ECt-1을 유도하고 오차수정모형을 정식화하면 다음과 같다.

△ log Cumt =  A + λ* ECt-1 + α*△ log Ept-i + β *△log yt-i + γ*△log it-i                    + μt                                                    (4)

△ log Mt = A  + λ* ECt-1 + χ*△log Ept-i + δ*△log yt-i + θ*△log it-i +

+ μt                                                      (5)

△ log mt =  A + λ*ECt-1 + ω*△log ct-i + ψ*△log rt-i + η*△log Ept-i                    + μt                                                    (6)

상기 오차수정모형으로 추정한 결과는 <표 5-1>, <표 5-2>와 같다. 식(4)의 추정결과를 보면 전자결제비율의 변동은 현금화폐수요에 영향을 미치고 있는 것으로 나타났으나 실질국민소득의 변동과 실질이자율의 변동은 현금화폐수요에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. M1, M3을 사용한 경우 전자결제비율의 변동은 예상대로 현금화폐수요에 음(-)의 방향으로 영향을 미치고 있으며 유의성도 매우 높은 것으로 나타났다. 실질국민소득의 변동은 M2, M3을 사용한 경우 예상대로 음(-)의 부호를 보이고 있으나 유의 성이 없는 것으로 나타났다. 실질이자율의 변동도 M1, M3을 사용한 경우 추정계수의 부호가 음(-)으로 나타나 기대부호와 일치하나 통계적인 유의 성이 없는 것으로 나타났다. 식 (5)의 추정결과를 보면 전자결제비율의 변동, 실질국민소득의 변동, 실질이자율의 변동요인이 모두 통화량에 유의 적인 영향을 미치고 있는 것으로 나타났다.  전자결제비율의 변동은 통화량에 양(+)의 방향으로 영향을 미치고 있는 것으로 나타나 예상한 것과 일치할 뿐만 아니라 통계적인 유의성도 높게 나타났다. 실질국민소득의 변동은 예상한 바대로 통화량에 정(+)의 효과를 보여주고 있으며  통계적인 유의 성이 높은 것으로 나타났다. 실질이자율의 변동은  추정계수의 부호가 예상대로 음(-)의 부호를 보이고 있는데 M1, M3을 사용한 경우에만 통계적인 유의 성이 있는 것으로 나타났다. 식 (6)의 추정결과를 보면 전자결제비율의 변동은 통화승수에 양(+)의 방향으로 영향을 미치는 반면  현금통화비율의 변동과 지급준비율의 변동은 통화승수에 음(-)의 방향으로 영향을 미친 것으로 나타났다.  전자결제비율의 변동이 통화승수에 통계적으로 유의하게 증가요인으로 작용하는 것으로 나타남으로써 예상과 일치하는 결과를 보여주고 있다. 현금통화비율의 변동은 통화승수에  감소요인으로 작용하는 것으로 나타나 이론과 일치하는 결과를 보였으며 M1, M2를 사용한 경우 통계적인 유의성도 높게 나타났다. 지급준비율의 변동도 통화승수에 감소요인으로 작용하는 것으로 나타나 이론과 일치하는 결과가 나왔는데 단지 M2를 사용한 경우에만  통계적인 유의 성이 있는 것으로 나타났다.

한편 오차수정항의 추정계수는 단기적 충격에 의해 장기균형경로에서 벗어난 이탈정도를 나타내는 계수로서 그 추정계수는 모형에 따라 다소 차이는 있으나 대체로 0.3내외의 크기를 보여주고 있어 특정분기의 균형상태로부터의 이탈은 30%정도가 다음 첫 분기에 수정 반영됨을 나타내고 있다.

< 표 5-1> 오차수정모형에 의한 추정결과

	식 (4)의 추정결과						식 (5)의 추정결과
	M1 사용		M2 사용		M3 사용		M1 사용		M2 사용		M3 사용
상수항		0.008 (0.962)		0.147*** (6.535)		-0.009 (-0.315)		-0.125** (-2.414)		0.146*** (5.187)		0.339*** (3.603)
ECt-1		-0.471*** (-10.633)		-0.802*** (-6.763)		-0.002 (-0.184)		0.339** (2.297)		0.051*** (3.402)		0.346*** (3.653)
△전자결제비율(t-1)		-0.263*** (-2.048)						0.669* (1.931)		0.706*** (3.145)		0.576*** (2.730)
△전자결제비율(t-3)				-0.138 (-1.551)		-0.412** (2.274)
△실질국민소득(t-1)		0.092 (1.482)						2.866** (2.304)		1.141** (2.690)		2.040*** (3.109)
△실질국민소득(t-3)				-0.839 (-0.240)		-0.880 (-0.670)
△실질이자율(t-1)		-0.016 (-0.838)						-0.247*** (-2.903)		-0.001 (-0.059)		-0.014*** (-4.178)
△실질이자율(t-3)				0.028 (1.305)
△실질이자율(t-4)						-0.017 (-0.352)
R2		0.808		0.926		0.682		0.787		0.741		0.737

주: ( )내는 t 값

*** 는 1%, **는 5%, *는 10%의 수준에서 유의함을 나타냄.

.

<표 5-2> 오차수정모형에 의한 추정결과

	식 (6)의 추정결과
	M1 사용	M2 사용	M3 사용
상수항	-0.012 (-0.849)	-0.157 (-0.836)	-0.532 (-0.655)
ECt-1	-0.002** (-2.440)	0.144** (-2.273)	-0.251* (-1.950)
△전자결제비율(t-2)	0.286*** (2.026)
△전자결제비율(t-3)		2.040* (1.689)	10.487* (1.731)
△현금통화 비율(t-1)		-4.012** (-2.523)
△현금통화 비율(t-4)	-0.373** (-2.443)		-1.876 (-0.284)
△지급준비율(t-1)		-0.410* (-1.877)	-2.426 (-1.624)
△지급준비율(t-2)	0.030 (1.599)
R2	0.515	0.571	0.617

주: ( )내는 t 값

*** 는 1%, **는 5%, *는 10%의 수준에서 유의함을  나타냄.

IV. 전자화폐 확산에 대응한 통화정책 과제

전자화폐의 보급 확산으로 중앙은행의 통화조절 기능이 약화되는 결과를 가져올 수 있는데 이에 대응하여 통화정책 수립에 있어 고려해야 할 과제를 검토해 보기로 한다.

1. 새로운 통화지표 개발

전자화폐가 광범위하게 보급되면 현행통화지표가 통화정책에 있어서 제 기능을 계속 수행할 수 있을지 의문이 제기되고 있다. 통화정책을 더욱 효율적으로 운용하기 위해서는 현행 통화지표를 조정하여 전자화폐를 통화지표에 포함하는 광의의 통화지표를 개발할 필요가 있을 것이다.  즉 종래의 통화량에 전자화폐 발행 량을 고려한 새로운 통화지표를 설정하여 활용해야 할 것이다. 한편 전자결제제도의 비중이 증가하게 되면 통화지표를 종전의 저량(stock)위주의 통화량 외에 유량(flow)개념의 (특정기간 동안 지불결제 총액) 통화량을 보조지표로 활용해야 한다는 주장이 있다.

E. H. Solomon(1991) 참조.

2. 안정적 통화공급정책 실시

Solomon(1991)이 주장한 바와 같이 전자결제시대에는 통화량의 변동성이 커지게 되고 금리와 통화량간의 상호증폭작용으로 금융시장이 불안정해 질 수 있다. 이러한 전자결제의 발달로 인한 금융시장의 불안정성을 고려할 때  전자화폐의 도입이 본격화되면 통화정책의 일관성을 유지하며 통화량과 이자율을 적절히 관리함으로써 금융시장을 안정시키는 것이 중요하다. 또한 전자화폐시대에는  통화량의 변동성이 커지므로 통화정책에 있어 통화량보다는 이자율관리가 통화정책의 유효성을 높이게 된다. 따라서 통화정책은 통화총량 관리정책보다는 이자율조정정책을 중시하는 방향으로 운영되어야 할 것이다.

3. 중앙은행의 전자화폐 발행규제

중앙은행의 통화신용정책은 전자화폐의 현금화폐 대체정도에 따라 달라져야 할 것이다. 전자화폐가 현금화폐를 크게 대체할 경우 중앙은행이 통화정책의 효율적인 수행을 유지하려면 전자화폐 발행에 대하여 규제하는 방안을 강구해야 할 것이다.  즉 중앙은행이 전자화폐 발행기관의 전자화폐 발행 액에 대하여 지급준비금을 부과하거나 중앙은행 자신이 전자화폐를 발행하거나 전자화폐 발행기관에 대하여 전자화폐 발행규모를 제한하는 방법이 있다. 전자화폐 발행금액을 중앙은행의 지급준비금 부과대상으로 포함시키고 지급준비정책의 활용을 통하여 통화관리 기능을 보완할 수 있을 것이다.

통화당국이 관리 가능한 통화공급을 유지하기 위해서는 전자화폐의 발행을 은행금융기관으로만 제한하거나 중앙은행이 직접 전자화폐를 발행하는 방법도 고려할 수 있다.  중앙은행의 전자화폐발행은 통화정책과 지급결제의 관리측면에서는 타당성이 있지만 민간부문의 창의성을 저해한다는 측면에서 신중히 고려해야 할 것이다. 전자화폐 발행기관의 부실화로 지급불능사태가 발생하면 신용위기의 요인이 되기 때문에 신용질서를 건전하게 유지하기 위해서는 전자화폐 발행기관을 제한할 필요가 있다.

V.  결 론

본 논문에서는 우리 나라에 있어서 전자화폐 등 전자결제수단의 보급이 통화수급 및 통화정책에 미치는 영향에 대하여 공적분-오차수정모형을 사용하여 실증분석을 시도하였다. 1991-2000년 기간을 대상으로 분기별 시계열 자료를 이용하여 분석한 결과를 요약 정리하면 다음과 같다. 첫째 전자화폐 등 전자결제의 발전이 현금화폐수요 및 통화량에  중요한 영향을 미치는 것으로 나타나 통화신용정책의 운용에 있어 어려움을 가중시킬 수 있음을 보여주고 있다. 둘째 전자화폐의 현금화폐수요 대체효과를 보면 전자화폐는 현금화폐수요에 부(-)의 효과를 줌으로써 현금화폐수요를 감소시키는 것으로 나타나 예상한 것과 일치할 뿐 아니라 통계적 유의성도 높게 나타났다. 셋째 전자화폐의 보급이 통화량에 미치는 효과를 추정한 결과 전자화폐 등 전자결제가 통화량에 정(+)의 효과를 가지는 것으로 나타나 예상한 것과 일치하고 통계적인 유의성도 높게 나타났다. 즉 전자화폐의 확산이 현금보유비율을 감소시키고 결국 통화량을 증가시키는 요인으로 작용할 수 있다는 것이다. 넷째 통화량은 중앙은행이 공급한 본원통화의 승수배 만큼 증가하게 되는데 전자화폐가 이러한 통화승수에 미치는 효과를 추정해 보았다. 추정결과 전자화폐는 통화승수에 정(+)의 효과를 가지며 통계적 유의성도 높아 전자결제가 확산되면서 현금화폐수요를 감소시킴으로써 통화승수를 증가시키는 것으로 나타났다. 중앙은행은 통화승수가 안정적일 때 본원통화를 조절함으로써 통화량을 적정수준으로 유지하게 되는데 본 연구 결과와 같이 전자화폐의 확산으로 통화승수가 증가하는 경우 통화정책의 유효성이 떨어지게 되므로 정책운용이 어려워질 수 있다.

실증분석결과 전자화폐가 통화수급 및 통화정책에 중요한 요인으로 작용하는 것을 고려해 볼 때  향후 전자화폐확산에 대응하여  중앙은행의 통화신용정책은 전자화폐 도입에 따른 통화, 금융시장의 불안정요인을 해소하고 통화량과 이자율을 안정적으로 관리하는 것이 주요과제가 될 것이다. 통화량 관리를 위해서는 전자화폐 발행 액을 포함하는 광의의 통화지표를 개발하고 새로운 통화지표를 정책수립의 지표로 사용하여야 할 것이다.

중앙은행이 통화정책의 효율적인 수행을 유지하려면 전자화폐 발행에 대하여 규제하는 방안을 강구해야 할 것이다.  즉 중앙은행이 전자화폐 발행기관의 전자화폐 발행 액에 대하여 중앙은행의 지급준비금 부과대상으로 포함시키고 지급준비정책의 활용을 통하여 통화관리 기능을 보완할 수 있을 것이다.

<참고문헌>

1. 강 임호 , ꡒ전자 지불 수단의 등장과 통화 관리상의 대응ꡓ 「금융 연구」, 금융              연구원 , 1999. 8 , pp. 1-21.

2. 문 종진 , ꡒ전자화폐의 영향과 대응 방향,「경제 분석」제2권 1호 , 한국은행 ,

1996. 2

3. _______, 「전자금융의 진전과 금융기관의 발전 전략」, 대한상공회의소 , 1998.

4. 탁 승호 , 「전자화폐시대가 열린다」, 대한상공회의소 , 2000.

5. 한국은행 (금융 결제부),「전자화폐에 관한 보고서」, 1996. 11.

6. 한국은행, ꡒ외환결제 리스크 감축을 위한 주요 국의 동향“,「지급결제정보」,                  2000. 3.

7. 한국은행,ꡒ주요 국의 전자화폐 관련 정책운영 현황ꡓ,「지급결제정보」, 1999. 4.

10. 한국은행 , ꡒ각 국의 전자화폐 개발현황ꡓ,「지급결제정보」, 2000. 7.

11. 한국은행 , 「지급결제정보」각 호 , 1996-2000.

12. Baumol, W., ꡒThe Transactions Demand for Cash:  An Inventory Theoretic          Approach,ꡓQuarterly Journal of Economics, Vol 56, November , 1952.

13. Bank for International Settlement, Statistics on Payment Systems in the

Group of Ten Countries, Feb. 2000.

14. Bernkopf, M., ꡒElectronic Cash and Monetary Policy,ꡓFirst Monday, issue l.          1996.

15. Berentsen, A., "Monetary Policy Implications of Digital Money", Kyklos,               Vol. 51(1), 1998. pp. 89-117.

16. Boeschoten, W. C., Electronic Money, Currency Demand and Seigniorage

Loss and G-10 countries, Nederlandsche Bank, 1996.

17. Boeschoten, W. C., Currency Use and Payment Patterns, Kluwer Academic            Publisher, 1992.

18. Daniels, K. N. and N. B. Murphy, ″The Impact of Technological Change on

the Currency Behavior of Household: An Empirical Cross-section Study",

Journal of Money, Credit and Banking, Vol. 26(4). 1994. 11, pp. 867-74.

19. Ely, B.,″Electronic Money and Monetary Policy: Separating Fact From               Fiction″, The Future of Money in th Information Age, Cato Institute,

1997.

20. Friedman, B. M., ″The Future of Monetary Policy : The Central Bank as an          Army with only a Signal Corps?" NBER working paper, 1999. 11.

21. Krueger, M., "A Comment: Monetary Policy Implications of Digital Money",           Kyklos, Vol. 52, issue 2, 1999.

22. Solomon, E. H., Electronic Money Flows : the Molding of a New Financial          Order, Kluwer Academic Publishers, 1991.

23. Tanaka, T.,"Possible Economic Consequences of Digital Cash", First Monday,          issue 2, 1996.