금융학회 발표자료

物價安定目標制下에서

通貨政策의 最適時差

2001. 6. 8

김 양 우

한국은행

Ⅰ. 머리말

물가안정목표제하에서 중앙은행이 통화정책을 수행하는데 있어 직면하는 가장 큰 어려움중의 하나는 중앙은행의 최종목표로서의 물가에 대한 통제력이 불완전하다는 점이다. 이는 예측치 못한 다양한 외적 충격에 의해 인플레이션이 영향을 받는다는 점에서 불확실성이 크기 때문이기도 하지만 다른 한편으로는 현재의 인플레이션이 기본적으로 과거의 정책기조에 의해 결정되어진다는 점 - 즉, 중앙은행은 오직 미래의 인플레이션에 대해서만 영향을 끼칠 수 있다는 점이 중요한 요인이라고 할 수 있다. 이와 관련하여 중앙은행의 통화정책이 길고 가변적인 시차를 두고 파급된다는 점은 이미 오래전부터 경제학자들의 주요 관심대상이 되어 왔다. Jevons(1863)는 영국의 자료를 토대로 통화팽창이 물가상승에 1～2년 선행한다는 점을 밝혔고 M. Friedman(1971)은 전후 미국자료를 토대로 M2의 팽창이 약 11～31개월의 시차를 두고 인플레이션을 유발시킨다고 분석한 바 있다. 한편 최근들어서는 Christiano, Eichenbaum, and Evans(1996)가 VAR모형을 이용하여 통화정책의 충격이 GDP에는 1～2분기, GDP디플레이터에는 약 4분기의 시차를 두고 영향을 미친다는 결과를 제시하였다.

이처럼 통화정책이 시차를 두고 물가에 영향을 미친다는 점을 고려할 경우 예기치 못한 충격으로 인해 인플레이션이 목표수준으로부터 벗어났을 때 정책당국이 즉각적으로 목표범위내로 복귀시키고자 한다면 콜금리 등의 정책수단을 급격하게 변화시켜야 하며 이로 인해 실물경기의 과도한 위축을 유발할 우려가 크다. 따라서 물가안정목표제하에서의 통화정책은 당기의 물가수준보다는 미래지향적(forward looking) 측면에서 미래의 인플레이션예측치를 목표로 하여 선제적으로 이루어지는 것이 바람직하다고 할 수 있다. 즉, 물가안정목표제는 중앙은행의 인플레이션예측치가 일종의 중간목표로서 운용되는 물가예측치목표제를 함의하고 있는 것이다. Svensson(1997)은 간단한 총수요-총공급 모형을 통해 중앙은행이 물가목표를 달성하기 위한 최적경로를 따라 통화정책을 수행할 경우 인플레이션예측치를 중간목표로 운용하는 통화정책과 동일한 결과를 가져오게 됨을 증명하였다. 이렇게 볼 때 물가안정목표제를 채택하고 있는 중앙은행의 입장에서는 얼마나 정확하게 인플레이션 예측을 수행할 수 있는 가와 몇기 후의 인플레이션 예측치에 대응하여 통화정책을 수행해야 하는가의 문제는 매우 핵심적인 고려사항이다.

우리나라의 경우 1998년 4월부터 개정 한은법이 시행되면서 한국은행의 통화정책운용방식도 과거의 통화량목표중시방식에서 물가안정목표제로 이행하게 되었다. 따라서 효율적인 통화정책의 수행을 위해서는 미래지향적인 측면에서 향후 물가안정목표를 달성하기 위한 통화정책의 적정시차를 파악하는 것이 매우 중요한 과제이나 아직까지 이에 대한 연구는 제대로 이루어지지 못하고 있다. 실제로 통화정책시차에 관한 기존의 국내 연구들을 보면 정책의 최종목표에 대한 제약이 없이 대부분 계량모형을 이용하여 정책변수의 변동에 따른 파급효과 및 시차구조를 제시하고 있다. 김양우外(1997), 이긍희(1999) 등의 경우 전형적인 대규모 연립방정식 모형을 이용한 정책모의실험을 통해 통화공급, 또는 콜금리의 변동이 실물경제 및 물가에 미치는 파급효과 및 시차를 계산하였으며, 오정근(1999), 김현의(2000) 등은 VAR모형의 충격반응함수 또는 간단한 총수요 및 총공급식을 이용한 정책모의실험결과를 분석하는데 그치고 있다. 본 논문에서는 정책당국이 특정기간중 달성하여야 할 정책목표가 명시적으로 존재할 경우 경제에 대한 불필요한 충격을 최소화하면서 소기의 정책목표를 효율적으로 달성할 수 있는 최적시차를 시산해 보는데 목적이 있다.

본 논문은 다음과 같이 구성되어 있다. 우선 제 2장에서는 최적시차에 관한 정의와 관련된 문제를 살펴보고 제 3장 및 4장에서는 소규모 개방경제모형을 추정한 후 이를 이용하여 최적시차를 시산한다. 마지막 장에서는 결론 및 향후 연구방향을 제시한다.

Ⅱ. 최적시차의 정의

물가안정목표제하에서의 최적시차의 정의는 동 제도하에서의 통화정책 운영방식에 대해 어떻게 접근하는가에 따라 상이해진다. 1990년대 이후 영국, 캐나다, 뉴질랜드 등 주요 선진국뿐만 아니라 최근에는 체제전환국 등 여러 개도국 중앙은행들이 물가안정목표제를 시행하고 있다. 이들 국가는 인플레이션에 대한 목표수준(또는 범위)을 설정하고 동 목표의 달성을 위해 통화정책을 수행한다는 점에서는 공통점을 가지나 구체적인 통화정책의 수행방식은 상이하다. 최근의 연구들에서는 이러한 물가안정목표제에 대한 미래지향적 통화정책수행방식에 대해 크게 두 가지 측면에서 접근하고 있는데 수단준칙적 접근(instrument rule)과 목표준칙적 접근(targeting rule)이 그것이다.

수단준칙적 접근은 물가안정목표제를 통화당국이 k기 이후의 미래의 인플레이션예측치의 목표수준으로부터의 이탈정도에 반응하여 정책수단을 운용하는 방식으로 정의한다. 예를 들어 통화당국이 단기금리를 정책수단으로 하여 통화정책을 수행한다고 할 때 단기금리는 아래와 같이 인플레이션 예측치에 대한 명시적인 함수형태로 나타나게 된다.(Batini and Haldane(1999), McCallum and Nelson(1999) )

[eqn: i_t ~=~ gamma` i_t-1 ``+`` (1`-`gamma)`i^* ``+`` beta`( E`[ pi_t+k vert Omega_t ] `-` pi`_t+k^* )]                          (1)

여기서  i는 단기금리, [eqn: i^*]는 단기금리 목표치이고 [eqn: E`[ pi_t+k `vert` Omega_t ]]는 t기에서의 k기 이후의 인플레이션에 대한 중앙은행의 예측치이며 [eqn: pi`_t+k^*]는 t+k기의 인플레이션목표치이다. 이러한 접근의 가장 큰 장점은 정교한 모형을 설정할 필요 없이 중앙은행의 정책수행방식이 단순한 반응함수의 형태로 나타나므로 경제주체들이 정책수행과정을 이해하기가 용이하다는 점이다. 물론 인플레이션을 예측하기 위해서는 경제구조모형을 이용하는 것이 필요하지만 여기서는 단지 인플레이션 예측에 특화된 모형을 필요로 하기 때문에 경제구조 전반에 대한 정교한 모형의 설정은 요구되지 않는다. 이처럼 정책수행에 대한 일반의 이해도가 높아질 경우 정책의 투명성이 높아지기 때문에 중앙은행의 신뢰성이 제고된다는 점에서 물가안정목표제의 원활한 수행에 기여할 수 있게 된다. 그러나 동 접근은 인플레이션 예측과 관련한 한정된 정보만을 이용하여 통화정책을 수행한다는 점에서 현시점에서 활용할 수 있는 모든 정보를 이용하지 않기 때문에 정보를 비효율적으로 활용한다는 문제점이 있다.

한편 목표준칙적 접근은 물가안정목표제하에서의 통화당국이 인플레이션의 목표수준과의 괴리도로 정의되는 손실함수(Loss function)를 설정하고 정교하게 구성된 거시경제구조모형을 토대로 손실함수를 최소화하는 경로를 따라 정책수단을 운용한다고 정의하는 일종의 최적화적 접근이라고 할 수 있다 (Rudebusch and Svensson(1999)). 이 경우 손실함수를 극소화하기 위한 1계 필요조건을 도출하여 정리하면 정책수단을 정책당국의 목표변수들의 함수로 나타낼 수 있으며 이러한 점에서 목표준칙을 위의 명시적인 수단준칙과 대비하여 암묵적인 수단준칙(implicit instrument rule)이라고도 한다. 이러한 접근방식의 가장 큰 장점은 중앙은행이 현재의 활용 가능한 모든 정보를 최대한 활용하는 전방위적 정책운용(look-at-everything approach)이 가능하다는 점으로 전형적인 중앙은행의 정책수행과정과 유사하다고 할 수 있다. 반면 동 접근방식은 정책수행이 매우 복잡한 방식으로 운용되므로 구조모형이나 목적함수에 대한 충분한 이해와 합의가 이루어지지 않은 경우 경제주체들이 통화정책기조를 이해하기 힘들다는 문제점이 있다.

이처럼 물가안정목표제에 대한 상이한 접근방식에 따라 통화정책의 적정시차에 대한 정의도 상이해 지는데 Batini and Nelson(2000)은 목표준칙적 접근방식과 관련한 시차를 최적정책시차(Optimal Policy Horizon)로, 수단준칙적 접근방식과 관련한 시차를 최적피드백시차(Optimal Feedback Horizon)로 정의하고 있다. 즉, 최적정책시차란 외부충격에 의해 발생한 인플레이션압력에 대해 통화당국이 최적경로를 따라 정책수단을 운용할 경우 인플레이션압력의 해소에 소요되는 최소기간으로 정의된다. 즉, 중앙은행이 목표준칙에 의거하여 통화정책을 수행할 경우 예기치 못한 충격으로 인한 인플레이션 압력을 해소하는 데 소요되는 최소기간으로 정의되며 이러한 의미에서는 최적안정화시차(Optimal Stabilization Horizon)라고도 할 수 있다.

한편 최적피드백시차는 통화당국이 k기 이후의 인플레이션 예측치 갭(즉, k기후 인플레이션 예측치와 목표치간의 괴리)에 대응하는 방식으로 정책금리를 조절하는 방식으로 준칙을 설정할 경우 정책당국의 목표를 극대화할 수 있는 최적 예측시차(k)로 정의된다. 즉, 중앙은행이 수단준칙적 방법에 의한 정책반응함수에 따라 정책을 수행할 경우 중앙은행의 목표를 가장 효율적으로 달성할 수 있는 인플레이션 전망기간(k)이 최적피드백시차로 정의되는 것이다. 다음 장에서는 두 가지 정의에 따라 우리나라의 최적시차를 추정하였다.

Ⅲ. 최적정책시차의 시산

목표준칙적 방법을 따르는 통화당국의 정책수행행태를 분석하는 가장 일반적인 방법은 최적제어분석(Optimal Control Analysis)이다. 최적제어분석은 동태적 최적화(dynamic optimization)기법의 하나로서 경제변수의 목표수준이 주어진 경우 동 목표수준을 효율적으로 달성하기 위하여 매기마다 정책변수를 어떻게 조절하는 것이 유효적절한가 하는 정책변수의 최적시간경로를 찾아내는 방법으로서 이를 통화당국의 정책행태에 적용할 경우 정책변수의 운용은 곧 목표준칙적 행태를 띄게 되는 것이다.

최적제어모형은 일반적으로 정책당국의 목적함수식(criterion function)과 경제변수간의 관계를 나타내는 경제구조방정식(system equations)으로 구성된다. 목적함수식은 아래와 같이 물가상승률, 경제성장률 등 목표변수의 실적치가 목표수준으로부터 벗어나는 괴리도로 정의될 수 있다.

[eqn: L ~=~ 1 over 2 `sum from {t=0} to {T} `(x_t `-`{bar x}_t )' `W_t `(x_t `-`{bar x}_t )]                                         (2)

여기서 [eqn: x_t]는 목표변수의 벡터이며 [eqn: {bar x}_t]는 목표수준을 나타내는 상수벡터, [eqn: W_t]는 가중치벡터이다. 한편 경제구조방정식은 경제구조변수간의 관계를 나타내는 계량경제모형으로 다음과 같이 표현된다.

[eqn: y_t ``=`` A(L)`y_t-1 ``+`` B(L) ` u_t-1 ``+`` C(L)` z_t-1]                                     (3)

여기서 y는 내생변수의 벡터, u는 정책변수의 벡터, z는 외생변수의 벡터이다. 정책당국은 경제구조방정식이 주어진 가운데 목표변수와 목표치간의 괴리도로 정의되는 목적함수식의 값을 최소화할 수 있도록 매기별로 정책변수의 적정수준을 선택하여야 하는데 동태적 최적화(Dynamic Optimization) 기법을 이용하여 식 (3)의 제약하에 식 (2)를 최소화함으로써 경제정책의 목표수준을 가장 근접하게 달성할 수 있는 정책변수의 최적시간경로의 도출이 가능하다.

최적제어이론은 불확실성에 대한 가정여부에 따라 크게 Deterministic Control 과 Stochastic Control로 나뉘어지는데 본고에서는 분석의 편의상 Deterministic Control 방식으로 분석하였다. 자세한 내용은 Amman(1996) 참조

본고에서는 물가안정목표제의 정의를 감안하여 통화당국의 목적함수를 아래와 같이 정의하였다.

[eqn: L ``=`` sum from {i=0} to {T}` delta ^i `[lambda_pi `(pi_t+i `-` pi`_t+i^* )^2 `+` lambda_i `( i_t+i `-` i`_t+i^* )^2 ]]                    (4)

여기서 π는 인플레이션율, [eqn: pi^*]는 인플레이션목표, i는 콜금리, [eqn: i^*]는 콜금리 목표치이며 여기서는 전기 콜금리 수준을 목표치로 가정하였다. 한편 [eqn: delta ^i]는 시간할인율, [eqn: lambda_pi ,`` lambda_i]는 각각 물가와 콜금리의 가중치이다. 식 (4)의 목적함수는 인플레이션율의 목표치와의 괴리도 및 단기정책금리의 전기수준과의 괴리도를 최소화하는 것으로 정의되었는데 이처럼 통화당국의 목표를 인플레이션율로 국한시킨 것은 한국은행이 98년부터 명시적으로 물가안정목표제를 도입하여 시행하고 있으며 한국은행법상에 규정된 한국은행의 역할 역시 물가안정에 국한되어 있다는 점을 감안한 것이다. 또한 정책수단을 급격하게 변화시킬 경우 실물경제에 큰 충격을 가져올 수 있다는 점에서 보수적으로 금리를 조정(interest rate smoothing)하는 정책수단 변동성의 최소화도 동시에 고려하였다. 본고에서는 인플레이션 및 콜금리의 가중치를 각각 0.5로, δ는 0.99로 설정하였다.

과거의 한국은행법상 한국은행의 주요목적은 ‘국민경제발전을 위한 통화가치의 안정’, ‘은행․신용제도의 건전화와 그 기능향상에 의한 경제발전과 국가자원의 유효한 이용도모’ 등으로 되어 광범위한 의미의 거시경제전반의 안정성 확보를 목적으로 하였으나 98.4월 시행된 개정 한은법에는 ‘효율적인 통화신용정책의 수립과 집행을 통하여 물가안정을 도모’한다고 개정되어 한국은행의 주요목적을 물가안정에만 국한시키고 있다.

최적정책시차의 시산은 인플레이션 및 콜금리간의 가중치에 매우 민감하게 반응한다. 예를 들어 현재의 가중치수준에서 콜금리의 가중치를 1/2로 감소시킨다면 인플레이션율을 목표수준에 유지시키기 위한 콜금리의 변동폭은 더욱 커지며 이는 곧 정책당국이 좀더 적극적(aggressive)으로 통화정책을 수행한다는 것을 의미하므로 외적 충격으로 인해 발생한 인플레이션압력은 더 빠른 속도로 해소되게 되어 최적정책시차가 더 빨라지게 된다. 따라서 자의성을 최대한 배제하여 객관적인 기준으로 각 변수들에 대한 가중치를 부여하는 것은 매우 중요하다. 본고에서는 이를 위해 ①인플레이션 및 콜금리의 변동성을 비슷한 수준으로 유지시켜주는 수준 - 즉, [eqn: lambda_pi `Var(pi) ``=`` lambda_i ` Var(i)] -에서 양 변수의 상대적 가중치를 설정하였으며 이와 함께 ②일반적으로 중앙은행의 정책금리 변동이 0.25～0.5%p 수준에서 이루어지며 그 이상의 급격한 변동은 이루어지는 경우는 거의 없다는 점에서 적정콜금리의 경로가 전기대비 0.5%p이상을 넘지 않도록 하는 제약도 동시에 고려하였다.

한편 경제구조방정식은 Batini and Haldane(1999)의 방법론을 따라 소비자물가지수, GDP, 회사채유통수익률, 대미달러환율, 총유동성(M3), 콜금리 등 주요거시경제변수를 포함하는 10개의 행태방정식과 1개의 정의식으로 구성된 분기거시계량모형을 사용하였다.

[eqn: p_t = alpha_0 `+` alpha_1 `p_t-1 `+` alpha_2 M_t `+` alpha_3 ygap_t `+` alpha_4 {P^f }_t ․ er_t + epsilon_t^p]                              (4)

[eqn: r_t `=` beta_0 `+` beta_1 * i_t - beta_2 * M_t over p_t `+` beta_3 pi_t `+` epsilon_t^r]

[eqn: er_t = gamma_0 `+` gamma_1 er_t-1 ` -` gamma_2 CA_t `-` gamma_3 (i_t - i`_t^f ) `+` gamma_4 er`_t^y + epsilon_t^er]

[eqn: M_t `=` delta_0 `+` delta_1 M_t-1 `-` delta_2 r_t `+` delta_3 y_t `+` delta_4 p_t `+` epsilon_t^M]

[eqn: p`_t^x `=` zeta_0 `+` zeta_1 p`_t-1^x `-` zeta_2 er_t `-` zeta_3 er`_t^￥ `+` zeta_4 p`_t^f `+` epsilon_t^{p^x}]

[eqn: C_t ``=`` tau_0 `+` tau_1 C_t-1 `+` tau_2 y_t `+`tau_3 (r_t `-` pi_t ) `+` epsilon`_t^C]

[eqn: I_t ``=`` theta_0 `+` theta_1 I_t-1 `+` theta_2 y_t `+` theta_3 (r_t `-` pi_t ) `+` epsilon`_t^I][eqn: Ex_t = iota_0 `+` iota_1 Ex_t-1 `+` iota_2 er`_t^￥ `+` iota_3 Im`_t^w `-` iota_4 ({p_t^x over {p`_t^w } }) `+` epsilon_t^Ex]

[eqn: Im_t `=` kappa_0 `+` kappa_1 Im_t-1 `+` kappa_2 (y_t + Im_t ) `-` kappa_3 (y_t-1 + Im_t-1 ) `-` kappa_4 er_t `+` epsilon_t^Im]

[eqn: y_t `=` C_t `+` I_t `+` G_t `+` Ex_t `-` Im_t]

[eqn: CA_t = lambda_0 `+` lambda_1 CA_t-1 `+` lambda_2 {Ex_t over er_t } ․ p_t^x `-` lambda_3 {Im_t over er_t } ․ p_f^x `+` epsilon_t^ca]

* p: 소비자물가지수,  r: 3년만기 회사채수익률,  er: 원/달러 환율,  M: 총유동성(M3),

px: 수출물가지수(달러표시), C: 총소비,  I: 총투자, Ex: 재화와 용역의 수출,

Im:재화와 용역의 수입,  y: 실질국내총생산,  CA: 경상수지, ygap: 산출량갭,

pf: 수입물가지수(달러표시),  i: 콜금리,  if: 해외금리(3개월 LIBOR),  er￥: 엔/달러 환율,

Imw: 세계수입금액,  pw: 세계수입물가

이같은 구조모형을 이용하여 정책모의실험을 하려면 파라미터의 값을 먼저 결정하여야 하는데 이를 위해서는 모형을 직접 추정하여 시뮬레이션을 하는 방법과 임의의 값을 주고 변화시켜 가면서 calibration을 하는 방법이 있다. 모형추정의 경우 종전의 경제변수간의 관계가 앞으로도 계속 유지된다는 전제하에 과거의 시계열자료들에 근거하여 파라미터값을 구하기 때문에 경제환경이 급변하는 상황에서는 오류의 가능성이 높다고 할 수 있다. 그러나 calibration을 위해 38개에 달하는 파라미터값을 직접 부여하는 것은 매우 복잡하고 그로 인해 설정의 자의성 및 오류가능성이 매우 커지므로 여기서는 모형의 추정을 통하여 계수를 직접 정하는 방법을 택하였다. 모형의 추정은 90.1/4 ～ 2000.2/4 기간의 분기 시계열 자료에 대해 실시하였고, 금리를 제외한 모든 변수는 X-12 ARIMA를 통해 계절조정을 하였으며 대수화(logarithm)하여 분석하였다. 추정결과는 <부록>에 제시되어 있으며 모형의 안정성 및 예측력을 살펴보기 위해 자승평방근퍼센트오차(RMSE%)를 계산한 결과 대부분 변수의 경우 5% 이내인 것으로 나타나 모형의 설명력이 신뢰할 만한 것으로 검증되었다.

최적정책시차의 시산은 일종의 충격반응분석(impulse response analysis)을 통해 실시하였다. 최적정책시차란 예기치 못한 충격에 통화당국이 적절히 대응하여 충격의 효과를 해소하는데 소요되는 최소기간으로 정의되므로 본고의 분석은 초기에 경제가 균형상태에 있다고 가정을 한 후 각 방정식의 오차항에 충격을 가하여 그에 반응하는 인플레이션율의 시간경로를 추적하여 충격으로 인한 인플레이션압력의 효과가 소멸되기까지의 기간을 구하는 방식으로 최적정책시차를 산출하였다.

본고에서의 외부 충격은 3개의 행태방정식 - 인플레이션방정식, 총소비방정식, 환율방정식 - 의 오차항에 각각 1%의 양의 충격을 가하는 식으로 시행하였는데(이하 각각 인플레이션충격, 실물충격, 환율충격으로 부르기로 한다)  이는 이들 충격이 인플레이션에 영향을 미치는 대부분의 외적 충격을 대표적으로 반영하기 때문이다. 인플레이션충격의 경우 본고의 구조모형에 포함되지 않은 여러 가지  물가충격 - 이를테면 폭우, 홍수 등으로 인한 농산물가격 급등, 공공요금의 인상 등 공급충격 - 으로 인한 인플레이션 압력을 포함하며, 실물충격은 국내 총수요충격을, 환율방정식은 해외수요요인 및 기타 여러 가지 예기치 못한 해외충격요인을 포함하고 있으므로 세가지 충격은 통화당국의 고려대상이 되는 주요 충격을 포괄하고 있다고 볼 수 있다.

한편 최적정책시차의 시산을 위해서는 충격으로 인한 인플레이션압력의 해소여부를 판단하는 기준이 필요하다. Batini and Nelson(2000)은 이에 대해 절대적 기준과 상대적 기준을 제시하였는데 절대적 기준은 충격으로 인해 균형치로부터 벗어난 인플레이션이 단초수준을 기준으로 특정범위(±0.1%p)내로 영구수렴되는 시점으로 정의하였으며 상대적 기준은 최초충격으로 인한 인플레이션압력의 최대치의 90%가 영구소멸하는 시점으로 정의하였다. 그러나 절대적 기준의 경우 각기 다른 외부충격의 1%p 증가가 인플레이션에 미치는 영향은 상이한데 이를 동일하게 인플레이션의 절대치를 기준으로 평가하는 것은 매우 자의적이라 할 수 있다. 따라서 본고에서는 상대적 기준에 의해 최적정책시차를 시산하기로 한다.

실제로 영국의 자료를 이용한 Batini and Nelson(2000)의 분석에서는 환율의 1%p 충격이 인플레이션압력에 미치는 영향이 0.1%p에 미치지 못해 환율압력에 따르는 최적시차가 0으로 분석되는 문제가 발생하였다

최적시차의 시산결과는 <그림 1>과 같다. <그림 1-1>을 보면 농산물가격, 공공요금 등 여타 물가상승요인들의 외적 충격으로 인해 인플레이션은 당기에 가장 큰 폭의 상승을 보이다가 정책당국의 금리조정에 따라 점차 하락하여 4분기후에 이르러 충격의 90%가 영구적으로 소멸하고 있음을 알 수 있다.

실물부문의 충격에 대한 인플레이션의 반응은 <그림 1-2>에 나타나 있는데 최초의 실물충격으로 인해 1분기후에 인플레이션 압력이 극대화되었다가 그 효과가 점차 소멸하여 6분기에 이르러 충격의 90%가 소멸하는 것으로 나타나 직접적인 인플레이션 충격에 비해 긴 시차가 소요되고 있다. 이처럼 실물부문 충격에 대한 시차가 긴 이유는 다음의 두가지에 기인한 것으로 판단된다. 첫째로 직접적인 물가변동을 초래하는 인플레이션충격은 즉각적으로 영향이 나타나는데 반해 실물충격은 경제내 초과수요 압력의 변동을 통해 간접적으로 인플레이션에 영향을 미치기 때문에 어느정도 시일이 소요된다는 점이다. <그림 1-2>에서 보듯이 인플레이션 충격은 충격이 발생한 당기에 가장 큰 영향을 주고 있으나 실물부문 충격의 경우 1분기후에 그 효과가 극대화되고 있다는 점은 이를 잘 나타낸다. 실물충격에 의한 인플레이션 압력이 발생함에 따라 콜금리 역시 시차를 두고 서서히 조정됨으로써 충격의 소멸에 상대적으로 긴 기간이 소요되는 것이다. 두번째로 일반적으로 농산물가격, 공공요금 등 비용측면의 인플레이션 충격은 일시적인 데 비해 실물부문의 수요충격은 그로 인한 초과수요압력과 인플레이션간의 피드백과정을 통해 그 효과가 상대적으로 지속됨으로써 충격의 소멸을 위한 시차가 길어진다고 볼 수 있다.

<그림 1-3>은 환율충격으로 인한 인플레이션의 반응을 보여주고 있는데 최초의 충격에 대해 인플레이션은 2분기에 가장 높아졌다가 그 효과가 점차 소멸하여 9분기에 이르러 충격의 90%가 소멸되는 것으로 나타났다. 이는 인플레이션, 실물부문에 비해 충격의 해소에 상대적으로 긴 시차가 소요됨을 의미하는데 그 이유는 환율충격의 파급시차가 전자들에 비해 상대적으로 길다는 점에서 기인하는 것으로 판단된다. 환율의 변동이 인플레이션에 미치는 영향은 크게 직접적인 경로와 간접적인 경로로 나뉘어진다.  직접적인 경로는 환율

<그림 1>                   최적정책시차 분석결과

(1) 인플레이션 충격

(2) 실물충격

(3) 환율충격

상승이 수입물가 상승을 통해 직접적인 물가상승압력으로 작용하는 경로로서 동 경로를 통한 환율상승의 인플레이션 효과는 즉각적으로 나타나게 된다. 간접적인 경로는 환율상승이 교역조건의 개선을 통해 순수출을 증가시킴으로써 총수요가 늘어나고 이에 따라 경제의 초과수요압력을 증대시켜 인플레이션을 유발하는 경로로서 이 경우 환율상승의 효과는 시차를 두고 서서히 인플레이션에 영향을 미치게 된다. <그림 1-3>을 보면 초기의 환율충격이 당기에도 상대적으로 큰 폭으로 인플레이션율을 상승시킨 뒤 1분기 및 2분기에도 다시 큰 폭의 상승을 유발하고 있음을 볼 수 있는데 이는 직접적인 경로가 당기의 인플레이션을 큰 폭으로 올리고 다시 시차를 두고 간접적인 경로에 의한 인플레이션효과가 나타나고 있음을 보여주는 것이다.

이를 종합할 때 인플레이션충격, 실물충격, 환율충격 등을 통해 분석한 최적정책시차는 각각 4분기, 6분기, 9분기로 분석되었다. 한편 최적정책시차를 외적 충격으로 인한 인플레이션압력이 현재화되는 시점에서 이의 해소를 위해 요구되는 기간으로 파악한다면 각 분석결과에서 인플레이션압력이 최대화되는 시점에서 그 충격의 90%가 소멸되는 시점으로 보는 것도 의미가 있을 것이다.  이 경우 최적정책시차는 충격별로 변화가 없거나 약간 짧아진 약 4～7분기로 나타났다. 이처럼 충격의 성격에 따라 상이한 결과가 나오는 것은 각 충격이 인플레이션압력에 미치는 파급시차의 차이 및 압력의 지속성 여부에서 기인하는 것으로 생각된다.

<표 1>              최적정책시차의 시산결과

	인플레이션 충격	실물충격	환율충격
시차	4(4)	6(5)	9(7)

주 : ( )안은 인플레이션압력 최대치 시점대비 시차

Ⅳ. 최적피드백시차의 시산

제2장에서 언급한 바와 같이 최적피드백시차는 중앙은행이 미래지향적 금리준칙에 따라 통화정책을 수행할 경우 경제의 변동성을 최소화하는 시차로 정의되므로 최적피드백시차의 시산을 위해서는 우선 중앙은행의 정책행태를 적절히 반영하는 정책반응함수, 즉 금리준칙을 설정하는 것이 필요하다.  Svensson(1997)의 분류에 따르면 물가안정목표제는 중앙은행이 엄격한 형태의 물가안정목표제(strict inflation targeting)를 따르는 경우와 신축적인 형태의 물가안정목표제(flexible inflation targeting)를 따르는 경우로 나뉘어 진다.  엄격한 형태의 물가안정목표제는 중앙은행이 오직 인플레이션을 목표수준에 최대한 가까이 유지하는 것만을 염두에 두고 통화정책을 수행하는 형태로서 이 경우 통화당국의 금리준칙은 식 (6)의 준칙Ⅰ과 같다고 할 수 있다. 한편 신축적인 물가안정목표제는 중앙은행이 물가목표만이 아니라 금리, 환율, 산출량 등 여타 거시경제의 안정성을 동시에 고려하는 형태로서 그 대표적인 형태로 식 (6)의 준칙Ⅱ와 같이 준칙Ⅰ에 GDP갭, 즉 실질GDP의 잠재GDP와의 괴리도를 추가한 형태로 금리준칙이 설정된다.  일반적으로 명시적인 물가안정목표제도를 설정하고 있는 국가의 경우 준칙Ⅰ과 같이 엄격한 형태의 물가안정목표제를 추구하고 있다고 할 수 있으나 실제로는 실물경제의 안정적인 성장도 함께 고려하여 통화정책을 수행하는 국가가 많다는 점을 감안할 때 준칙Ⅱ와 같이 유연한 형태의 물가안정목표제를 시행한다고 보는 것도 현실적인 가정이 된다.

예를 들어 영란은행법(Bank of England Act 1998)에서는 영란은행의 목적을 (a) 물가안정의 유지 및 (b) 동 전제하에 성장 및 고용 등 정부정책을 지원하도록 규정하고 있음

준칙Ⅰ : [eqn: i_t ~=~ i_t-1 `+` beta`( E`[ pi_t+k vert Omega_t ] `-` pi`_t+k^* )]                                  (6)

준칙Ⅱ : [eqn: i_t ~=~ i_t-1 `+` beta_pi`( E`[ pi_t+k vert Omega_t ] `-` pi`_t+k^* )`+` beta_y`( { y}_t `-` { y}`_t^* )]

구체적으로 최적피드백시차를 시산하기 위하여는 추정된 구조모형과 설정된 금리준칙을 결합하여 확률적 모의실험(stochastic simulation)을 시행하였다.  즉, 구조모형의 각 식에 대한 충격이 모형 추정식의 오차와 동일한 평균 및 분산을 갖는 것으로 가정하고 이러한 특성을 가진 난수를 생성시켜 매 시기마다 모형내 각 방정식의 오차항에 충격을 가하는 방식으로 각 준칙과 모형에 대한 모의실험을 시행하였으며 모의실험의 일관성을 유지하기 위해서 동 모의실험을 100회 반복하여 이의 평균치를 분석결과로 사용하였다.

모의실험 기간은 공식적으로 우리나라에 물가안정목표제가 도입된 1998. 3/4분기부터 2004. 4/4분기까지 약 7년간에 걸쳐 실시하였으며 인플레이션 목표치는 한국은행의 공표치를 따라 98년 9%, 99년 3%, 2000년 이후부터는 2.5%로 설정하였다. 실질GDP의 목표치는 잠재GDP 수준으로 설정하였는데 1998～2000년까지는 한국은행이 추정한 잠재GDP 수준을, 그 이후의 기간은 전년동기대비 증가율을 5.0% 수준으로 가정하여 적용하였다. 모의실험을 위한 구조방정식은 제3장에서 추정한 소규모 개방경제모형을 이용하였으며, 인플레이션 전망기간을 k=0, …, 10기에 걸쳐 시행한 뒤에 사후적으로 인플레이션과 실질GDP의 변동성을 최소화하는 최적피드백시차를 시산하였다.

이와같이 목표달성과정에서의 주요 변수의 변동성 최소화, 즉 통화정책의 효율성을 극대화하는 최적피드백시차의 시산을 위해서는 수량적으로 나타낼 수 있는 효율성의 개념을 정의하여야 할 필요가 있다. 여기서는 거시경제의 잠재성장률 수준에서의 안정적 성장을 바람직한 경제정책의 목표로 보고 인플레이션 및 실질GDP의 목표치로부터의 괴리도, 또는 변동성이 동시에 축소되면 효율성이 개선되는 것으로 정의하였다. 구체적으로 최적피드백시차는 아래 식 (7)과 같이 모의실험을 통해 도출된 인플레이션 및 실질GDP의 목표치와의 오차를 나타내는 평방평균자승편차(Root Mean Squared Deviation; 이하 RMSD)를 동시에 최소화하는 전망시차 k로 정의된다.

RMSDπ = [eqn: pmatrix{ 1 over D } `sum from{d=1} to D ` SQRT{ pmatrix{ 1 over {T-1} } `sum from{t=1} to T ` ( pi_t,d `-` pi`_t^* )^2 }]                      (7)

RMSDy = [eqn: pmatrix{ 1 over D } `sum from{d=1} to D ` SQRT{ {pmatrix{ 1 over {T-1} } sum from{t=1} to T pmatrix { {y_t,d `-` y`_t^* } over {y`_t^* }}}^2 }]

여기서 D는 모의실험의 횟수, T는 모의실험기간이며 π*, y*는 각각 인플레이션율 목표치와 잠재GDP 수준이다. <그림 2>는 횡축은 인플레이션 변동성, 종축은 GDP변동성을 나타내는 평면상에서 준칙 Ⅰ을 따를 경우 전망시차(k)의 변화에 따른 π, y의 RMSD의 궤적(이하 k-궤적)을 나타내고 있다.  그림에서는 전망시차(k)가 4분기일 경우, 즉 1년후의 인플레이션 예측치갭에 대응하여 선제적으로 금리를 조절할 경우 인플레이션 및 실질GDP의 변동성이 가장 낮은 것으로 나타났으며 전망시차가 그보다 길거나 짧아지면 인플레이션 및 실질GDP 변동성이 모두 증가하는 것으로 나타났다. 이는 통화정책의 효율성을 극대화시키는 최적피드백시차가 4분기라는 것을 의미한다.  즉, 적어도 추정된 모형하에서는 정책의 파급효과가 4분기 정도 후에 가장 크게 나타나기 때문에 4분기후의 인플레이션 갭에 대응하는 금리준칙을 따를 경우 전망시차가 다른 준칙의 경우에 비하여 인플레이션 충격을 완화하기 위한 정책수단 조정폭을 작게 하더라도 소기의 성과를 달성할 수 있으며 이에 따라 실물경제의 변동성도 최소화될 수 있다는 것이다.

만일 전망시차가 4분기 이하로 짧아질 경우, 예를 들어 k = 0인 경우 당기의 인플레이션압력에 대웅하여 정책금리를 조정하게 되면 정책의 파급시차 때문에 결과적으로 정책대응이 너무 늦어지게 (too late) 됨으로써 인플레이션 및 GDP의 변동성을 증대시키게 될 것이다.  반대로 전망시차가 너무 길어질 경우 인플레이션 충격 발생시 이를 완화하기 위한 정

<그림 2>              k의 변화에 따른 RMSD의 궤적(준칙Ⅰ)

책대응이 너무 미온적(too little)이 됨으로써 통화정책이 거시경제의 안정성을 증대시키는 것이 아니라 오히려 불안정성을 증폭시킬 가능성이 커지게 됨을 시사한다.  이와 같이 인플레이션과 실질GDP의 변동성이 상충관계를 갖는 것이 아니라 전망시차에 따라 동반감소 또는 동반 증가하는 등 같은 방향으로 움직이는 패턴을 나타내는 것은 영국의 데이터를 이용한 Batini and Haldane (1999)의 분석에서도 보고된 바 있다.

인플레이션예측에 근거한 금리준칙의 거시경제 불안정성 증폭가능성에 대한 최근의 연구로는  Woodford(1994), Bernanke and Woodford(1997) 등이 있다.

한편 최적시차보다 지나치게 짧은 시차를 가지고 정책을 운영할 경우 장기적인 시차를 가지고 정책을 운영하는 경우에 비하여 실물경제에 더 큰 충격을 줄 수 있는 것으로 나타나고 있다. 예컨대 k=0인 경우(현재의 인플레이션 갭에 대응하는 경우)와 k=8인 경우(2년후의 인플레이션 갭에 대응하는 경우)를 비교하여 보면 인플레이션 변동성의 크기는 비슷하지만 k=8인 경우 실질GDP 변동성이 크게 낮은 것으로 분석되고 있다.

이는 파급시차에 대한 불확실성이 존재할 경우 물가안정목표제하에서의 정책시차에 대한 기존의 분석들 (Haldane(1997) 등)과 합치되는 결과이다. 目標達成 視界(targeting horizon)를 짧게 할 경우 정책기조를 바꾸더라도 파급에 일정 시일이 소요되기 때문에 단기간내에 인플레이션이 별로 반응을 보이지 않을 것이므로 중앙은행은 추가적인 정책을 취할 수 밖에 없게 된다.  그러나 어느 정도 기간이 지나면서 인플레이션이 반응을 보이기 시작하면 이미 중앙은행이 당초에 의도하였던 수준보다 훨씬 과도한 반응이 일어난 후가 될 것이다.  반면 目標達成 視界를 길게 하게 되면 어차피 불확실성이 없는 경우(즉, 중앙은행이 파급시차를 정확하게 알고 있다고 가정할 경우) 예상할 수 있었던 바와 마찬가지로 인플레이션이 반응하였을 것이므로 큰 부작용은 없게 된다는 점이다. 이와 관련하여 Ha(2000)는 뉴질랜드 FPS 모형을 이용한 확률적 시뮬레이션을 통하여 중앙은행이 정확한 정책파급시차를 모를 경우 파급시차를 실제보다 길게 추정(overestimate)하는 것이 짧게 추정(underestimate)하는 것보다는 바람직한 결과를 가져온다는 결과를 제시함으로써 Haldane의 주장을 지지하고 있다.

한편 여기서 특기할 만한 것은 금리준칙 Ⅰ이 명시적으로 미래의 인플레이션갭에 대해서만 반응하며 실물부문은 고려되지 않았음에도 불구하고 실제로는 실질GDP의 안정성도 개선시키는 효과를 나타낼 수 있다는 사실이다.  이는 엄격한 형태의 물가안정목표제라 하여도 통화정책과 인플레이션간의 효율적인 피드백관계를 고려한 적정 전망기간을 설정하여 운용한다면, 실물부문을 고려하면서 물가안정목표제를 신축적으로 운용할 경우와 같은 실물경제의 안정성 효과를 어느 정도 기대할 수 있다는 점을 시사하고 있다.

물론 이러한 결과가 준칙Ⅱ와 같이 금리준칙에 실물부문에 대한 고려를 도입하는 것이 불필요하다는 것을 의미하지는 않는다. Batini & Haldane(1998)은 실물부문을 명시적으로 고려하는 준칙Ⅱ에 대한 다양한 모의실험을 통해 GDP갭의 반응계수([eqn: beta_y])가 (특히 인플레이션갭의 반응계수([eqn: beta_pi])보다) 작은 경우에는 인플레이션 및 실질GDP의 변동성이 모두 감소함으로써 통화정책의 효율성을 증대시킬 가능성이 있음을 보인 바 있다.  다만 이들은 이렇게 하더라도 실제로 실물변동성의 축소폭은 그리 크지 않은 반면 인플레이션 변동폭이 크게 확대되며 특히 [eqn: beta_y]가 0에 가까울수록 (즉, 금리준칙 Ⅱ에서 실질 GDP에 대해 거의 고려 하지 않더라도) 두 변수의 변동성을 동시에 최소화할 수 있는 최적의 준칙이 될 수 있음을 주장하고 있어 엄격한 형태의 물가안정목표제의 유용성을 여전히 높이 평가하고 있다.

이와 같이 [eqn: beta_y]가 지나치게 크지 않은 한 실물변동성이 줄어들 수 있다는 점을 고려하여 금리준칙Ⅱ를 이용한 모의실험에서는 [eqn: beta_pi], [eqn: beta_y]를 각각 0.5, 0.25로 설정하여 분석하였다.  <그림 3>은 실물부문까지 고려한 금리준칙에 따라 통화정책을 운용한 경우의 k-궤적을 보여주고 있다.  이 경우 최적피드백시차는 약 3분기로 나타남으로써 순수하게 인플레이션만을 고려할 경우보다 적정시차가 단축되는 것으로 나타났다.

<그림 3>              k의 변화에 따른 RMSD의 궤적(준칙Ⅱ)

<그림 2>의 k-궤적과 비교할 때 실질GDP의 변동성은 상대적으로 감소하였으나 인플레이션 변동성은 더 증가하여 Batini & Haldane(1998)의 분석과 달리 실질GDP를 포함한 금리준칙이 정책효율성을 더 증대시키는지 여부를 파악하기는 힘들다.  또한 준칙 Ⅱ의 경우 시차가 짧아지는 대신 금리변동성이 매우 큰 폭으로 늘어남으로써 금융시장의 안정성도 같이 고려한다면 금리준칙 Ⅰ의 효율성이 더 높은 것으로 판단된다.

그러나 이상의 결과는 제3장에서 추정된 모형을 바탕으로 하고 있기 때문에 모형 자체가 바뀔 때에도 마찬가지 결과가 얻어지는 지를 평가하는 것이 중요하다.  실제로 Svensson(1997)을 따라 총수요, 총공급곡선 2개의 방정식으로 이루어진 단순한 소규모 모형을 추정하고 마찬가지의 확률적 모의실험(stochastic simulation)을 k=1…T期에 대하여 각각 시행하여 본 결과 최적시차는 약 6분기 후로 나타나 모형의 설정여하에도 영향을 받는 것으로 나타나고 있다.

추정에 사용된 소규모모형은 다음과 같다.

(총공급곡선) :[eqn: ````pi_t``= 0.038 `+` 0.509``pi_t-1``+ 0.093``pi_t-2 `-`0.189``pi_t-3]

[eqn: -0.135i_t `+` 0.373`y_t-1`+`epsilon_t]

(총수요곡선) :[eqn: ````y_t``=``0.034 `+` 0.938`y_t-1`-0.485`(`i_t-1^a`-π_t-1^a``)`+`eta_t~~~~]

시차(k)의 변화에 따른 인플레이션․GDP의 변동성

Ⅴ. 요약 및 향후 과제

일반적으로 통화정책은 길고 가변적인 (long and variable) 시차를 두고 파급되기 때문에 경제에 심각한 불균형이 나타나기 이전에 先制的으로 정책을 조정하는 것이 바람직하다.  그러나 금리의 조정 폭, 조정시기 등에 따라 경제에 미치는 영향은 달라지기 때문에 정책당국은 정책수행과정에서 나타날 수 있는 성장, 인플레이션 등 주요 경제변수의 변동성을 가능한 한 축소함으로써 경제의 불확실성을 최소화하는 것이 긴요하다.

본고에서는 물가안정목표의 달성을 위해 선제적인 정책을 운용하고자 할 경우, 경제의 변동성을 최소화함으로써 통화정책의 효율성을 높일 수 있는 최적시차를 검토해 보았다.  우선 물가안정목표제의 실제 운영방식을 해석하는 방식에 따라 두 가지 정의를 제시하고 소규모개방모형을 설계, 추정한 후 실증 분석을 통해 최적시차를 계산하였다.

분석 결과 정책시차를 감안하여 정책을 운용할 경우 실물경제에 대한 충격을 최소화하면서 물가안정목표를 효율적으로 달성할 수 있는 최적정책시차(Optimal Policy Horizon)는 인플레이션에 영향을 주는 외부충격의 성격에 따라 4～9분기, 최적피드백시차(Optimal Feedback Horizon)는 3～6분기로 나타났다. 이는 영국(3～6분기)  및 뉴질랜드(6～8분기) 등의 분석 결과와도 대체로 부합되는 것으로서 물가안정목표제하에서는 통화정책을 중기적인 관점에서 어느 정도 선제적으로 운영할 필요가 있음을 시사하고 있다.  그러나 예상되는 인플레이션 압력에 대하여 너무 뒤늦게 혹은 지나치게 선제적으로 대응할 경우 실물경제의 변동성이 커지기 때문에 오히려 부작용이 나타날 수 있음에 유의할 필요가 있다.

최근의 경험에서 보듯이 구조조정 추진 등 경제여건이 불확실한 가운데 통화정책의 선제적인 운영(특히 긴축기조로의 전환)의 필요성을 경제주체들에게 설득시키기가 매우 어려운 것이 사실이다. 효율적인 통화정책운영을 위해서는 경제상황에 대한 분석과 전망을 더욱 정치화하고 중앙은행의 경제안정화 및 정책운영과정에서의 역할, 선제적 정책운영의 필요성, 구체적인 정책기조 결정배경 등에 관한 민간에게 투명하게 알림으로써 통화정책의 신뢰성을 쌓아나가는 것이 긴요하다. 이는 일단 민간경제주체가 중앙은행이 외부여건 변화시 어떻게 반응하는 가에 대하여 확신을 갖게 되면 통화정책에 대한 민간의 확고한 지지를 얻을 수 있을 뿐만 아니라 민간이 정책당국의 반응강도에 따라 자율적으로 적절히 대응해 나갈 것이므로 그만큼 경제의 변동성도 줄어들 것으로 기대되기 때문이다.  이 과정에서 민간이 충분히 미래지향적 행태를 보이면 중앙은행이 선제적으로 정책을 수행할 필요가 그만큼 줄어들게 된다.

그러나 민간이 미래지향적으로 행동하지 않고 뉴스에 시차를 두고 점진적으로 대응하는 경향이 있는 한 중앙은행은 미래지향적이어야 한다.  적응적 기대는 정책효과를 장기화시키는 경향이 있기 때문에 분명한 것은 민간-당국이 모두 과거지향적이라면 충격효과가 소멸되기까지 상당 기간이 소요된다는 점이다.  이 경우 선제적인 통화정책은 경제를 안정화시키는 데 큰 역할을 할 수 있을 것이다.

본 논문은 통화당국이 어느 정도 선제적이어야 최적인 지 (optimal degree of forward lookingness)를 규명하기 위한 작업의 시작에 불과하며 앞으로 계속 개선하여야 할 점이 적지 않다.  우선 이제까지는 계량분석 프로그램상의 제약, 또는 추정상의 어려움 등으로 인해 대부분 연구에서 불가피하게 과거지향적인 행태를 나타내는 모형을 추정하여 분석에 이용하여 왔는데 민간의 미래지향적인 행태를 반영하는 모형을 추정하는 것이 필요하다.  또한 파급시차의 불확실성에 대한 연구는 앞으로도 꾸준히 지속되어야 할 중요한 과제이다.  연구자에 따라서는 어떤 특정모형에서의 모수 불확실성이나 구조변동 가능성, 여러 모형 중 어느 모형이 현실경제를 제대로 반영하는 지에 대한 불확실성 등 특정 형태의 불확실성의 영향 분석에 초점을 맞추고 있는데 실제로는 각종 불확실성이 복합적으로 나타나므로 정책당국은 이를 종합적으로 고려하여 판단을 내려야 하는 문제가 있다.  또한 정책당국의 정보입수시 해석과정에서 어느 한 방향으로 치우칠 가능성, 지나치게 단순화된 정책당국의 목적함수의 형태에 대한 의문 등 정책수행과정에서 오류가 발생할 가능성이 매우 크므로 불확실성하에서의 통화정책 관련 연구는 매우 중요한 과제라 하겠다.

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