한국에서 단기자금의 이동이 금융경제변수에 미치는 영향: 1980-2000*

김 기흥** 신 범 철***

		목 차
Ⅰ. 서론 Ⅱ. 기존문헌 연구 Ⅲ. 자본흐름이 거시경제변수에 미치는 영향 1.한국에서 자본의 흐름이 국내 화폐수요 및 이자율에 미치는 영향 2. 자본의 흐름이 소비와 투자에 미치는 영향			Ⅳ. 기초자료 분석 1.동아시아에서 자본의 흐름 2.한국에서 자본 이동 추이 3. 단위근 및 공적분 검정 Ⅴ. 실증분석 결과 1. 장기관계와 오차수정모형 2. 충격반응함수 Ⅵ. 결론 참고문헌 ABSTRACT

주제어: 대차대조표 효과, 자본의 유입, 불태화정책, 오차수정함수,

충격반응함수, 해외직접투자, 포트폴리오 투자, VAR 모형

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* 본 연구는 2001년도 산학 협동재단의 학술 연구비 지원에 의하여 수행되었음.

** 경기도 수원시 이의동 산 94-6, 경기대학교 경제학부 교수, Tel: 031-249-9405 Fax: 031-252-0918 E-mail: sghkim@kyonggi.ac.kr *** 경기대학교 경제학부 경제학전공 조교수 bccin@kyonggi.ac.kr

Ⅰ. 서론

최근에 신흥공업국들에 있어서 자본이동이 금융거시경제 변수에 미치는 영향이 주요한 이슈로 부각되었다. 자본유입은 생산 능력을 확대시키기 위하여 필요한 저축을 초과한 투자의 자금을 충당하기 위하여 필요하다. 그러나, 최근의 동아시아 국가들의 경험에서 외국자본의 유출입은 많은 부작용을 낳고 있다. 1997-98년의 태국에서 발생한 동아시아 통화 위기는 두 가지의 차이점을 나타내고 있다. 첫째로, 예상된 금융 시스템의 구제 금융과 이에 따른 통화 불균형으로 발생한 □기초적인 요인□으로 인한 평가절하이다. 두 번째로, 97년 말에 태국경제의 붕괴로까지 이어진 바트화의 평가절하에 따른 은행권의 패닉 현상이다.

신흥공업국들과 선진 공업국(1992-93년 ERM 위기)들 사이에서 금융 위기의 주요한 차이는 선진 공업국에서 산출량은 크게 감소하지 않았다는 점이다. 전통적인 평가절하의 견해는 평가절하로 총수요가 증가하여 산출량이 증가한다는 것이다.  평가절하 이후 경제활동의 위축은 통화의 평가절하가 경제활동을 촉진시킨다는 전통적인 견해와 배치된다.  동아시아 국가들에서 평가절하 이후 산출량과 금융 시스템이 붕괴되었다. 기존 문헌 연구에서 검토된 채널 가운데 태국과 동아시아 금융 위기와 관련된 것은 단기 외화 통화로 표시된 부채에 헷지되지 않은 환위험 노출 자산에 기인된 □대차대조표 효과 (balance-sheet effect)"이다(Aghion et al. 2000 and Krugman, 1999a, 1999b). 국내 기업부채 증가로 인한 기업부도의 증가는 무수익 대출 (nonperforming loan: NPL)확대로 은행의 자본잠식을 초래 국내신용배분을 영향을 주었다.

Aghion, P., P. Bacchetta and A. Banerjee (2000). "A Simple Model of Monetary Policy and Currency Crises", European Economic Review, 44, pp. 728-738.

경쟁력 측면에서 실질 환율의 평가 절하는 수출 부문의 붐을 초래한(경쟁력 채널) 반면에 은행으로부터 자금 대출을 받은 기업들에게 순자산가치의 감소로 국내수요를 위축시키게 되었다(대차대조표 채널). 평가절하가 총수요에 미치는 효과는 이 두 효과의 상대적 크기에 따라서 다르게 나타난다. Krugman (1999b)는 환율의 소규모 변동에 대하여 평가절하의 경쟁력 효과가 크게 나타날 경우 평가절하는 확장적인 효과를 갖는다. 반면에 대규모 평가 절하로 인하여 대차대조표 효과가 크게 나타날 경우 소득이 축소된다. 그러나, 신흥공업국들의 경우에 소규모 평가절하에도 불구하고 초기에 평가 절하 후에 자본의 유출에 따른 경제 체제가 붕괴되었다. 다시 말하면, 평가절하로 신뢰성이 상실되면 자본의 유출이 발생한다. 이것은 다시 예상된 통화 가치가 더욱 하락하게 되어 평가절하의 악순환으로 유동성 부족과 지불 불능의 상태에 빠진다. 평가절하에 따른 이자율의 상승과 자산 가치의 붕괴는 이와 같은 상황을 심화시킨다. 평가절하 이후 자본 유출의 중요성을 강조한 모형은 본 분석의 초점을 두고 있는 자본 흐름의 형태, 즉 은행의 흐름 대 포트폴리오의 흐름 에 따라서 차별화 된다.  이들 모델은 동아시아 5개국들의 자본 수지를 자세히 분석할 수 있는 분석의 기초를 제시하고 있다. 이들 국가들에서 1990년대 급속한 자본의 유입은 Dornbush(1999)가 언급한 자본 수지 위기의 전염 효과의 위기를 내포하고 있었다.

기초경제여건이 튼튼하다고 하더라도 과도하게 유입된 외자는 자기실현적 기대(self-fulfilling expectations)이나 군집행동 (herb behavior)에 의하여서 급격하게 역유출되는 경향이 강하여서 거시 경제의 안정을 유지하기 어렵다는 주장이 설득력을 얻고 있다. 이에 외국 자본의 유입이 이자율, 화폐 공급, 소비 및 투자에 미치는 효과를 추정하여 분석한다. 자본 유입이 M2의 공급에 미치는 효과를분석하기 위하여 통화 당국이 목표로 삼은 국내 이자율이 인플레이션, 산출량, 자본 유입의 여러 변수들을 포함하여 이들 결정 요인들과 관련 있는 반응 함수를 추정한다. 따라서 이자율과 산출량에 기초한 M2의 수요 모델을 추정한다. 국내 요인들이 일정할 경우에 이 결과를 이용하여 자본 유입이 이자율과 화폐 수요에 미치는 영향을 측정한다. 또한 자본 유입이 실물 거시 경제 변수 가운데 소비와 투자에 미치는 효과와 이들 효과가 외자 유입의 국내 금융 중개 기관과 관련된 범위를 측정한다. 자본 유입의 형태를 포트폴리오 투자와 직접투자와 구분하여 그 효과를 분석한다.

본 논문은 다음과 같이 구성한다. 제Ⅱ절에서는 기존 연구 동향을 분석하고 검토한다. 제Ⅲ절에서는 자본흐름이 화폐수요와 이자율 및 소비, 투자 등 거시경제변수에 미치는 영향에 관한 모형을 설정하고 이론적 분석을 한다. 제Ⅳ절에서는 한국에서 자본이동 추이를 살펴보고 기초자료에 대한 단위근 및 공적분 검정을 한다. 제Ⅴ절에서는 단기자본이동이 거시금융변수 특히 금리, 소비, 투자와 화폐수요에 미치는 영향을 벡터오차수정모형을 이용하여 분석하기로 한다. 또한 충격반응함수를 통해 예상치 못한 단기자본의 유입이 시장금리에 미치는 효과와 자본유입에 따른 총수요에 미치는 영향 특히 소비와 투자에 미치는 영향을 분석하기로 한다. 마지막으로 제Ⅵ절에서 결론을 맺는다.

Ⅱ 기존 문헌 연구

최근 개발도상국가들의 자본이동에 대한 연구는 자본이동의 결정 요인에 관한 분석에 초점을 두었다. 주요 쟁점 사안들은 이 개발도상국가에 자본이동이 어떠한 요인에 의해 이루어지느냐에 있다. 이 들 연구에 따르면, 1990년대에 개발도상국으로 자본의 유입은 미국 금리하락과 같은 국외적인 요인과 안정화 정책과 구조 조정정책 등의 국내요인에 의해 결정되는 것으로 보고 있다. 특히 Calvo, Leiderman, and Reinhart (1993)은 최근 중남미국가들의 자본 이동에 대하여 VAR(vector-autoregression) 분석을 적용하여 자본이동의 결정요인을 분석한 바 있고, Chuhan, Claessens, and Mamingi (1993) and Fernandez-Arias (1994)는 외환 보유고의 변화보다 자본 흐름의 측정에 더 직접적인 분석의 초점을 두고 자본이동의 요인을 분석한 바 있다. 또한 Chinn and Frankel(1994)는 금리평가설을 이용하여 1982-1992년 기간동안에 국내와 미국 이자율 사이에 Comovement의 결과를 검증하였다. Reisen and Yeches(1993), Jwa(1994) and Dooley and Matieson (1994)는 국내와 해외이자율에 대한 화폐수요함수를 통하여 분석하였다. Glick, Reuven(1994)는 1980년대 일본 자본유출의 결정요인을 분석하였다. Bekaert and Harvey(1995)는 시장통합으로 자본비용이 감소되며, 분리된 시장과 통합된 시장을 비교하여 분리된 시장이 가격의 변동에 더 많이 노출됨을 보여주고 있다. 투기적 공격은 Krugman(1979)에 의하여 처음으로 이론적으로 제시되었지만 아시아 국가에서 나타난 화폐적인 압력은 외환 보유고가 적다는 사실에서 발생하지 않는다.

여기서,  Obstfeld(1994)에 의하여 제시된 자기 예견 실행 모형이 더 적합하다. 이 모형의 특징은 환율의 절상이나 절하를 막기 위하여 정부가 취할 수 있는 정책은 준재정비용이 들고 만약 이러한 준재정비용이 고정환율제도나 목표환율대를 포기함으로써 발생되는 비용보다 크다면 정부는 당연히 환율을 변동시키려고 한다는 것이다. Sachs, Tornell and Velasco(1995)는  자기 예견실행이 멕시코의 금융 사태에도 발생되고 있음을 보여 주고 있다.

1990년 대 신흥 공업국으로 자본 유입에 관련된 주요 문제는 거시경제의안정화 및  구조적 개혁 등과 같은 내부적 요인과 미국금리의 하락 등과 같은 외부적 요인으로 설명할 수 있다. Calvo, Leiderman, and Reinhart (1993)는 국제 준비금을 국제 자본의 대리 변수로 사용하여 중남미 국가들에 대한 자본 유입의 효과를 VAR 모형을 적용하였다. Chuhan, Classens, and Mamingi (1993) and Fernandez-Arias (1994)는 국제 준비금보다는 자본 흐름의 측정에 직접적으로 더 분석의 초점을 두고 있으나 신흥공업국으로 자본의 유입에 관하여 국내 및 외부적 요인들에 대하여 상대적 가중치는 서로 다르다. 전통적인 견해에 따르면 포트폴리오 유입이 해외 직접투자 보다 더 변동성이 크다. 그러나, Claessens, Dooley, and Warner (1995)는 자본 흐름의 여러 가지 시계열 특성에 기초하여 해외 직접투자와 기타 형태의 장기자본 흐름도 단기 자본과 같이 변동이 크다는 것을 보여주었다. Corbo and Hernandez (1994), Calvo, Leiderman and Reinhart (1994), Fernandez-Arias and Montiel (1995), Khan and Reinhart (1995), Spiegel (1995)는 자본유입에 따른 개별 국가들의 경험에 대한 사례 연구와 일반화 작업을 진행하였다. 이들 연구에서 자본유입은 변동환율제 하에서 실질환율의 평가절상을 초래하고 고정환율제 하에서는 화폐공급을 증가시킴으로써 총수요가 증가하게 된다는 것이다. 고정환율제 하에서 불태화(sterilization)된 자본의 유입은 통화 당국의 통제력을 상실하게 되고 화폐 공급의 성장이 높아진다. 이와 같이 바람직하지 않은 화폐의 공급은 물가와 총수요가 상승하게 된다. 이에 따라서 환율이 평가절상되어 경상수지 적자가 더욱 확대된다. 자본유입의 불태화(sterilization of capital inflows)는 비용이 들고 고금리 유지를 통해 자본유입을 촉진시키려고 한다면 효력이 없게 된다. 국내 금융기관의 시스템을 통하여 자본유입의 중개는 자본유입이 총수요를 확대시키는 주요한 특징이다. 불태화된 개입을 통하여 초래된 본원통화의 증가는 은행예금의 확대와 은행대출의 증가를 가져온다. 은행의 규제와 감독이 불완전한 환경 하에서 자본유입에 따른 은행 대차대조표의 확대는 금융시장의 불완전성을 확대시킨다. 자본 유입이 통화공급을 확대시키는 효과는 은행금리를 낮추고 가용신용량을 확대시킴으로써 소비와 투자를 증대시킨다.

자본유입의 다른 형태는 다른 거시경제적 효과를 초래한다. 예를 들면, 해외 직접투자는 자본재의 수입을 유발하기 때문에 화폐의 공급, 은행 대출 및 소비의 확대를 초래한다. 역으로, 포트폴리오 투자는 국내 금융 대출의 확대를 통하여 소비와 투자를 촉진시킨다.

지금까지 설명한 자본유입의 효과들이 최근 자본유입을 경험한 국가들에서 관찰되고 있으나 이들 효과를 계량경제학적으로 평가하는 것은 쉽지않다. 그러나, 최근에 신흥공업국에 대한 연구에서 자본흐름이 거시경제에 미치는 효과에 대하여 논의되고 있다. Gruben and McLeod(1996)는 1971-94년의 년간 자료를 사용하여 다른 자본 흐름의 형태가 거시 경제 변수에 미치는 영향을 Granger-Causality 검정을 사용하여 분석한 결과 아시아 국가들이 중남미 국가들보다 자본 유입이 경제 성장에 미치는 민감도는 더 적다고 주장하였다.

Ⅲ 자본의 흐름이 거시 경제변수에 미치는 영향

1. 국내화폐수요 및 이자율에 미치는 영향

1) 기본 분석 모형(이론)

자본의 흐름은 전통적으로 화폐의 수요보다는 공급에 더 직접적으로 영향을 주는 것으로 알려져 있다. 자본의 흐름이 화폐의 성장에 미치는 영향을 평가하기 위하여 자본의 흐름을 국제준비금, 순외화자산, 본원적 통화와 연결시키는 전달 메카니즘에 분석의 초점을 둔다. 그러나, 이 메카니즘은 시간에 따라서 일정하지 않다. 식(1)에서 본원적 통화(MB)에 통화 승수(mm)를 통하여 연결시킴으로써 M2의 식을 나타낼 수 있다.

[eqn: M2=mmMB]  ⑴

그러므로,  M2 의 변화는 본원적 통화 또는 통화승수의 변화를 초래한다.

[eqn: DELTA M2= DELTA mmMB``+``mm DELTA MB]  ⑵

본원적 통화는 중앙은행의 국내순자산(NDA) 그리고 순외화자산(NFA)의 변화에 의존한다.

[eqn: DELTA MB``=`` DELTA NFA`+`` DELTA NDA]   ⑶

중앙은행은 NDA의 증가를 직접 결정하며, NFA는 국제준비자산의 변화와 같은 국내통화를 결정한다. (여기서  E는 환율로 고정되어 있다고 가정한다)

[eqn: DELTA NFA``=``E DELTA R]  ⑷

본원적 통화의 변화는 경상수지(CA) 와 자본수지(KA)의 합이다.

[eqn: DELTA R``=``CA``+``KA]  ⑸

식 (2)에서 (5)까지를 결합하면,

[eqn: DELTA M2``=`` DELTA mmMB``+``mm( DELTA NDA``+``E(CA)``+``E(KA))]  ⑹

자본유입의 변화가 화폐의 증가에 미치는 영향은 다음과 같이 계산할 수가 있다.

[eqn: d( DELTA M2)``/``d( DELTA KA)``=``mmE]  ⑺

그러나, 식 (7)은 자본이동의 변화가 경상수지(CA)나 국내순자산(NDA)에 영향을 미치지 못한다는 것을 기본 전제로 하고 있다. 환율 E는 고정되어 있다고 가정한다. CA 와 NDA는 자본 흐름의 변화에 영향을 받는다. 따라서, 자본 흐름이 화폐 흐름에 미치는 영향은 다음과 같이 유도할 수가 있다.

[eqn: d( DELTA M2)/d( DELTA KA)``=``mmE(1+d( DELTA NDA)/d( DELTA NFA))(dCA/dKA+1)+MB(d( DELTA mm)/dKA)]⑻

식(8)은 자본의 유입이 M2의 공급에 미치는 영향은 통화 승수와 환율의 초기값, 자본흐름의 변화가 경상수지의 변화에 미치는 정도, 통화당국이 지급준비금의 변화[eqn: (d( DELTA NDA)/d( DELTA NFA))]로부터 본원적인 통화의 변화를 중화하려는 정도, 그리고, 자본유입이 통화 승수에 미치는 정도에 의존한다는 것을 암시한다. 식(8)에 포함된 여러 가지 유도식은 시간에 따라서 변화한다. 통화당국이 자본의 유입을 중화하는 정도는 현 경제의 상태에 의존한다. 자본수지가 경상수지의 변화를 초래하는 범위는 그 경제가 국제신용시장에 접근할 수 있는 제한의 정도에 달려 있다.  1990년대에 한국에서 발생하였던 M2의 성장을 M2 공급의 원천을 분해함으로써 설명할 수가 있다. 자본의 유입이  M2에 대한 수요에 미치는 영향을 측정하고자 한다. 이 접근 방법에서 M2 수요가 국내이자율 i 그리고 실질소득 y 에 의존하는 전통적인 화폐 수요함수로써 출발하고자 한다.

[eqn: log(M2/P)``=`` alpha - beta i + delta y+ { e}_{M }] ⑼

M2에 대한 수요곡선이 안정적이라고 가정하면, 자본의 유입은 그 수요에 영향을 미침으로써 장기적으로  M2에 영향을 미친다. 이것은 이자율에 영향을 미친다는 것을 의미한다.  Kamin and Rogers (1996)와 같이 통화 당국에 대한 이자율의 반응 함수를 고려하고 통화 당국은 인플레이션, 산출량의 증가율, 자본 유입에 반응하여서 국내 이자율을 설정한다. 인플레이션의 증가는 실질 이자율이 감소하지 않게 하기 위하여 통화 당국은 이자율을 인상시킨다. 산출량의 증가는 이자율이 증가하게 된다. 마지막으로 자본유입의 증가는 통화 당국으로 하여금 이자율을 낮추게 한다. 왜냐하면, 첫째로 이들은 통화당국의 준비금 포지션을 증가시키고 추가적인 자본 유입의 필요성을 감소시키기 때문이며, 둘째로. 자본 유입은 중화하는 데 비용이 들며 이자율의 하락은 중화 비용이 더 적게 들며 미래의 자본 유입을 감소시킨다. 따라서 이자율의 반응 함수는 다음과 같다.

[eqn: i= nu + lambda P+ psi y- theta KA+ { e}_{i }]  ⑽

이자율 반응 함수 접근법은 1994년 평가절하 이전 기간에 통화 당국이 총통화보다는 이자율에 목표를 세움으로써 나타났다. ⑼와 ⑽에 기초하여서 자본 유입이 화폐 수요에 미치는 영향은 KA가 i에 미치는 영향 그리고 i가 M2에 미치는 영향의 함수로서 계산될 수가 있다.

)  Kamin and Rogers(1996)는 1990년대 멕시코에서 이자율 반응 함수가 안정적인 것으로 추정하였다.

[eqn: dM2/dKA``=``(dM2/di)(di/dKA)``=``(- beta )(- theta )`` SUCC ```0]   ⑾

2) 추정 전략

본 연구에서 식 ⑾에서 나타난 것처럼 자본의 흐름이 화폐변동에 미치는 영향을 계산하는 데 두 가지 관련된 접근 방법을 취한다. 첫째로, 식 ⑼ 와 ⑽의 동태적인 모형을 추정한다. 둘째로, 자본유입을 화폐수요의 설명변수로서 추가하여 2단계 최소자승법을 사용하여 추정한다. 자본 유입(KA)을 식 (9)에 추가하고 OLS로 추정한다. 식 (9)에서 이자율을 식(10)으로 대체하여 다시 식을 정리한다.

[eqn: log(M2/P)= alpha - beta ( nu + lambda P+ psi y- theta KA+ { e}_{i } )+ delta y+ { e}_{M }]

[eqn: = alpha - beta ( nu + lambda P+ psi y+ { e}_{i } )+ beta theta KA+ delta y+ { e}_{M }]     ⑿

두 번째 줄에서 괄호 안의 항은 자본의 흐름으로 결정되지 않은 이자율의 부분을 나타내는 반면에 [eqn: theta KA] 항은 자본 흐름의 함수로서 이자율의 부분을 나타낸다. 먼저 이자율의 반응식을 먼저 추정하고 2단계 절차를 통하여 식(12)을 추정한다.

[eqn: i= nu+ lambda`P +psi`y +sigma`Z +{ e}_{i }]   ⒀

Z는 이자율 (i)와 상관관계가 있지만  KA와는 관계가 없는 잠재적인 도구 변수이다.  i 의 적합된 값을  i'로 표시하여 2 단계 회귀식에서 설명 변수로서 사용한다.

[eqn: log(M2/P)= alpha - beta i'+ beta theta KA+ delta y+ { e}_{M } - beta { e}_{i }]   ⒁

추정식 ⒁ 는 ⑼ 과 ⑽를 추정하는 데 자료에 더 적은 제한점을 두고 있으므로 장점이 있다. 첫째로 자본의 흐름을 이자율과 연결시키는 데 특정한 모형을 사용하지 않는다. 둘째로, 이자율에 미치는 영향을 배제함으로써 M2에 영향을 미치는 KA를 배제하지 않는다. 예를 들면, KA가 해외 통화 보유량을 인상시킴으로써 M2에 직접 영향을 미친다. 마지막으로 화폐의 공급이 어떻게 진행되는가를 결정하기 위하여 식(14)를 사용한다.

3) 이자율 방정식의 추정 모형

자본의 유입이 한국에서 화폐 수요에 미치는 영향을 측정하는 데 첫 번째 접근의 방정식을 사용한다. 여기서 사용하는 자료는 한국은행에서 발표하는 1980년부터 2000년 사이의 분기별 자료이다. 식 ⑼ 와 ⑽에 나타난 정태적인 화폐수요의 오차수정 함수(error-correction function)와 이자율 반응함수를 분리하여서 추정한다. 여기서 자본유입으로 두 가지 서로 다른 측정지표를 사용한다. 자본유입의 순흐름을 나타내는 자본수지와 자본의 흐름이 중화(sterilization)가 없는 본원통화량의 증가정도를 측정하는 준비금의 변화를 사용한다. 자본수지를 M2로 나누어 규모화 한다. 이자율은 3년 만기 회사채수익율, 인플레이션율은 소비자물가지수의 로그 변화율을 사용한다. 소비와 투자는 한국은행에서 발표하는 민간소비와 민간고정자본을 사용한다.

먼저 이자율의 반응에 초점을 맞추어서 오차수정함수(error-correction function)의 모형으로써 먼저 출발한다. 여기서 이자율의 변화가 설명 변수의 변화 또는 이자율의 시차 수준과 다른 설명 변수들에 회귀식을 추정한다.

[eqn: DELTA i= alpha_0 + alpha_1 (i - lambda P + psi y + theta KA ) _{t-1 }]

[eqn: + SUM from { { n}=1} to 4 { rho }_{n } DELTA { i}_{-n } + SUM from { { n}=0} to 4 { lambda }_{n } DELTA { P}_{-n } + SUM from { { n}=0} to 4 { psi }_{n } DELTA { y}_{-n } + SUM from { { n}=0} to 4 { theta }_{n } DELTA { KA}_{-n }] □

여기서[eqn: (i - lambda P + psi y + theta KA ) _{t-1 }]는 금리와 인플레이션, 국민소득 및 자본이동간의 장기관계를 나타내는 오차수정항을 의미하고 □1은 조절계수를 나타낸다. 위 식은 유의성이 없는 계수들의 변수들을 제거함으로써 유도형으로 축소시킬 수 있다. 이자율의 변화가 시차된 이자율, 시차된 인플레이션, 인플레이션의 변화에 의존하는  Kamin and Rogers (1996), Kamin and Wood(1997)의 방법을 사용한다. Kamin and Rogers (1996) 방정식에서는 국제준비금과 실질환율을 포함하였다. 그러나, 이 모형에서 실질환율은 자본 흐름과 다른 변수들의 내생변수이므로 (15)식에서 포함하지 않았다.

2. 자본의 흐름이 소비와 투자에 미치는 영향

이 절에서는 1980년에서 2000년 기간동안에 자본의 흐름이 총수요 가운데 소비와 투자에 미치는 영향을 측정한다. 자본 흐름 자체의 독립적인 영향을 구별하기 위하여 자본의 유입과 관련이 있는 다른 요인들은 일정하다는 가정을 한다. 소비와 투자에 영향을 미치는 금융 안정화 프로그램, 금융 자유화, 민영화, 및 무역 자유화 등과 같이 정책 프로그램의 대리 변수를 도입한다. 이들 요인들은 수량화하기가 어려우므로 산출량, 산출량의 증가 및 실질 이자율 등과 같이 수량화할 수 있는 국내 수요에 영향을 미치는 요인들을 포함한다. Mexico의 경우에 적용한 Kamin and Wood(1997)의 접근법을 따른다. 소비와 투자가 일반적인 결정 요인들과 자본의 유입과 관련이 있는 분리한 계량 모형을 추정한다.

1) 소비

본 소비 방정식에서 일반적인 소비함수를 활용하여 다음의 식을 사용하기로 한다.

[eqn: C= beta _0 + beta _1 ``GDP + beta _2`` rir + beta _3 ``M_2 + beta _4 ``KA]           (16)

여기서 C는 실질 소비, GDP는 실질 국민소득, rir은 실질 이자율, M2는 통화량, KA는 자본이동을 나타낸다. 소비와 금리간의 이론적 관계는 불명료하다. 이 두 변수간의 관계는 이자율 변화에 따른 대체효과와 스득효과의 상대적 크기에 좌우된다. 금리상승은 현재소비 대신 미래소비를 증가시키는 대체효과를 통해 현재소비를 감소시키지만 소득효과를 통해 현재소비를 증가시키기 때문이다. 실질금리가 자금조달비용의 대리변수로 작동된다면 금리와 소비는 음의 관계를 나타낼 것이고 실질 GDP와 양의 관계를 갖게 된다. 그리고 소비가 자금의 가용 능력에 영향을 받는다면 소비는 은행의 대차대조표의 규모(M2 잔고로 대리 변수 사용)와 양의 관계에 있으며 간접적으로 자본의 유입에 영향을 받는다. 실질 M2는 은행 대출의 스톡에 대한 대리 변수로서 사용한다. Copelman and Werner(1996)는 가용한 신용의 양이 실질효과를 갖는다는 것을 지적하였다. 이러한 장기관계를 고려하여 단기 동태모형은 식 (16)을 오차수정모형으로 추정하기로 한다.

2) 투자

일반적인 투자모형은 다음과 같이 규정할 수 있다.

[eqn: I= alpha_0 + alpha_1 ``GDP + alpha _2`` rir + alpha _3 ``M_2 + alpha _4 ``KA]                     (17)

이론적으로 투자 (I)는 실질GDP, M2 통화량 및 자본수지와  양의 관계를, 실질금리와는 음의 관계를 갖는다.

단기자본의 유입에 따른 국내경제의 악영향은 우선 자본유입이 과도소비와 과잉투자를 초래할 수 있다는 것이다. 첫째로, 자본유입은 통화당국이 불태화정책(sterilization policy)을 수행하지 않는 한, 통화량 증발을 유발하고 시장금리 하락으로 소비증가를 초래한다. 또한 단기자본유입은 신용의 총량과 이용가능금액(credit availability)을 확대하여 기업의 과잉투자를 유발할 수 있다. 둘째, 자본유입은 자본수지가 적자에서 흑자로 전환될 때 경제 전반적으로 불안정을 초래할 수 있다. 이는 외자유입양의 증가가 변동성을 증가시킬 수 있기 때문이다. 셋째, 단기자본유입은 고정환율제 하에서 통화공급확대와 총수요의 증가로 나타나고 은행예탁과 은행대출의 상승으로 금융상 민감성(financial fragility)이 커질 수 있다. 또한 변동환율제 하에서는 환율상승 즉 자국화폐의 평가절하로 경상수지악화를 가중시킬 우려가 있다. 넷째, 외국인 직접투자증가는 자본재수입 증가로 나타날 경우 국내경제에 별다른 영향을 주지 않을 수도 있는 반면 포르트폴리오투자 증가는 은행예탁·대출증가에 따른 통화량확대를 초래할 것이다.

Ⅳ. 기초 자료 분석

1. 동아시아국가들에서 자금의 흐름

신흥공업국들에 대한 투기적 공격이 대규모 민간 자본의 유입에 의하여 이루어졌다. 그 핵심에는 1990년대 초에 이들 지역에 유입된 대규모 자본 유입이 외환 위기의 진원이므로 외환 위기 이전의 시기를 먼저 고려할 필요가 있다. IMF의 세계 경제 전망에 관한 국제 수지 부문의 자료를 검토하면 동아시아 5개국으로 민간 자본의 유입은 크게 증가하여 경상 수지 적자 부분을 초과하였고 이에 따라서 국제 준비금이 지속적으로 증가하였다(표 1, 2). 신흥공업국 가운데 이 기간동안에 민간 자본 유입의 수혜국으로서 특히 10대 태국이 가장 높았다. 태국으로 자본 유입액은 1988년과 1995년 사이에 GDP의 50%를 차지하였다. 동아시아 국가들이 자본의 유입으로 거시 경제에 미친 효과는 <표 2>에 나타나 있다. 이와 같은 붐의 기간이 태국에서 가장 길었다(1988-1995). 이 기간동안에 태국과 말레이지아는 GDP 성장율이 4%, 필리핀과 인도네시아는 2%을 나타낸 반면에 한국만이 경제 성장률이 감소 추세에 있었다. 데킬라 위기(1989-1994)이전에 붐의 기간의 멕시코에서는 자본 유입이 소비의 붐을 촉진시켰던 것과 대조적으로 태국, 인도네시아 및 말레이지아에서는 GDP 대비  평균 소비가 감소하였다. 반면에, 평균 투자율은 증가하였다.

신흥 공업국으로 자본의 유입이 □pulled" 또는 "pushed"의 문제인가에 대하여 자본 유입의 결정 요인에 대하여 기존에 많은 연구 문헌들이 있다. 전자는 신흥공업국에서 투자의 매력도가 향상되어 자본이 유입되었다는 가설이다. 후자는 선진 공업국에서 투자의 매력도가 감소하여서 해외투자처를 찾아서 신흥공업국으로 자본이 유입되었다는 가설이다. 다시 말하면, □push" 요인은 신흥공업국들 입장에서 주로 외부적인 요인들인 반면에, □pull"  요인들은 이들 국가들에 특수한 것이다. 최근의 연구는 이들 두 요인이 상호 보완적이다. 특히, □push"  요인들이 신흥공업국들로의 순자본 유입의 시기와 양을 결정하는 반면에, □pull"요인들이 이들 흐름의 지리적인 배분을 결정하는 수단들이다(Dasgupta and Ratha, 2000, Montiel and Reinhart, 2000). 일반적으로 1990년대 국제 거시 경제 환경은 선진 공업국들로부터 경기 순환적인 push의 요인이라고 볼 수가 있다(World Bank 1997). 급속한 정보 통신 기술의 발전과 금융기관의 발달, 연기금 뮤츄얼 펀드의 투자포트폴리오 국제화 등으로 구조적 및 추세적인 요인 등으로 국제 자본의 글로벌화가 진행되었다.

<표 1> 신흥공업국으로의 순자본 흐름, 1992-2001 (10억 달러)

	1992	1993	1994	1995	1996	1997	1998	1999	2000	2001b)
총계: 민간자본흐름 직접투자 포트폴리오투자 기타 투자 공공 자본 흐름 국제준비금변화	112.6 35.4 56.1 21.0 21.2 -56.9	172.1 59.4 84.4 28.3 17.2 -63.7	136.3 84.0 109.6 -57.3 3.4 -63.6	226.9 92.6 36.9 97.4 11.7 -117.9	215.9 113.2 77.8 24.9 0.4 -114.2	147.6 138.6 52.9 -43.9 23.5 -73.1	75.1 143.3 8.5 -76.7 44.7 -37.8	80.5 149.8 23.3 -92.5 3.0 -78.5	70.9 153.0 30.4 -112.5 14.4 -102.2	127.8 144.6 33.5 -50.3 6.6 -100.7
동아시아 5개국: 민간자본흐름 직접투자 포트폴리오투자 기타 투자 공공자본흐름 국제준비금변화	29.0 7.3 6.4 15.3 2.0 -18.1	31.8 7.6 17.2 7.0 0.6 -20.6	36.1 8.8 9.9 17.4 0.3 -6.1	74.2 7.5 17.4 49.2 0.7 -18.5	65.8 8.4 20.3 37.1 -0.4 -5.4	-20.4 10.3 12.9 -43.6 17.9 30.5	-25.6 8.5 -6.0 -28.2 19.7 -52.1	-24.6 10.2 6.3 -41.1 -4.7 -44.5	-40.6 12.0 6.6 -59.2 5.0 -17.2	-18.1 7.2 3.0 -28.3 -1.9 -20.3
기타아시아 신흥공업국: 민간자본흐름 직접투자 포트폴리오투자 기타투자 공공자본흐름 국제준비금변화	-8.3 8.4 2.6 -19.3 8.3 -6.6	25.6 26.3 4.6 -5.3 7.9 -16.6	27.5 38.3 1.8 -12.7 10.4 -47.3	30.8 39.1 -3.2 5.1 5.8 -27.6	38.3 44.6 -7.4 1.1 4.1 -44.8	19.0 45.1 -9.4 -16.7 3.7 -46.7	-17.0 49.7 -11.9 -54.7 7.9 -18.2	-2.5 39.6 -11.9 -30.2 3.8 -15.9	10.6 41.3 -0.4 -30.4 5.1 -32.9	10.3 39.3 -3.5 -25.6 8.6 -40.2

주: a) (-)는 상승에서 반전을 의미함. b) 2001년은 추정치 임.

자료: IMF(2001)

<표 2> 동아시아 5개국에서 자본유입의 거시경제적 효과, 1989-1995(퍼센트)

	유입기간	누적적 유입/GDP (기간말)	연간 최대유입	GDP 성장율	인플레이션율	경상수지 적자	투자의 변화	소비의 변화
인도네시아	1990-95	8.3	3.6	2.2	1.3	0.2	5.7	-5.2
말레이지아	1989-95	45.8	23.2	4.0	1.4	2.9	4.8	-1.8
필리핀	1989-95	23.1	7.9	2.2	-3.1	0.7	1.7	6.1
태국	1988-95	51.5	12.3	3.9	-1.1	2.3	13.4	-11.2
한국	1991-95	9.3	3.5	-2.5	0.8	5.0	4.7	1.1
Memo item 멕시코	1989-94	27.1	8.5	2.9	-74.4	7.1	2.4	6.7

주: a) 전년도 동일 기간으로 부터의 변화, b) GDP의 비율

자료: Lopez-Mejia(1999) 및 World Bank(1997a)

2. 한국에서 자본이동 추이

1990년대 개발도상국가들은 자본자유화와 더불어 자본거래량이 급격히 증가하였다. 우리나라도 1980년 이후 자본시장 개방과 더불어 꾸준히 증가하다가 1992년 이후 자본거래량이 크게 증가되었다. 우리나라 자본시장은 1980년대 Korea Fund를 통해 외국인에 대한 국내주식과 채권에 투자를 제한적으로 허용되면서 점차로 확대되었고 1992년 외국인의 국내상장주식에 대한 직접투자가 허용되면서 자본시장의 개방이 가속화되었다. 1992년 외국인의 직접투자가 10%내로 제한되었던 것이 1998년에는 주요 공기업을 제외한 전 상장주식에 대한 투자한도가 폐지되었다.

) 이 주장에 관해서는 Lopez-Mejia(1999) 참조.

1980년대 이후 주요 자본 수지 항목의 변동 추이를 그림을 통하여 연도별로 보면 자본 거래의 증가 추세가 1990년 대 이후 자본거래가 급속도로 진행되었다. 자본 유입의 양은 1990-94년 기간동안에는 GDP의 1.2 %수준이었으나 1994-96년 기간에는 연평균 GDP의 3.5% 수준으로 자본 유입이 두 배 이상 증가되었다. 두 가지의 특징으로 요약 할 수 있다. 첫째로, 부채 수단이 자본거래의 주요 수단이었다. 외채가 총포트폴리오 투자의 대부분을 차지하였다. 외국인 주식 투자는 그 비중이 적다. 순자본유입은 총외채의 급격한 증가와 일치한다. 둘째로, 외채증가의 대부분은 금융부분을 통하여 이루어졌다. 1994-96년 기간동안에 총외채 가운데 은행부문의 70%를 차지하고 있다. 나머지 30%는 무역 신용과 관련된 기업부문의 외채였다. 자본 자유화 조치로 은행 부문은 개방되었고 해외 지점을 확대하였다. 은행 부문에서 외채의 누적은 환리스크의 노출로 금융 위기를 초래하게 되었다. 외환보유액은 1980년부터 꾸준히 증가해 오다가 1997년 외환위기이후 급증하고 있음을 나타내고 있다. 자본수지(KA) 경우 90년대 초 그 변동성이 커지고 있음을 알 수 있다. 포르트폴리오수지와 직접투자수지는 자본수지 변동과 더불어 1992년 자본자유화 이후 거래량과 변동폭이 뚜렷하게 증가해 오고 있음을 볼 수 있다.

<그림 1> 한국에서 자본수지의 변화

3. 단위근검정

우선 사용될 시계열자료의 안정성(stationarity)을 검정하기 위해 가장 일반적인 ADF검정방법을 사용하였고 이 ADF의 검정력을 보완하기 위하여 KPSS(Kwiatkowski, Phillips, Schmidt and Shin, 1992)와 Perron(1997)의 내생적 구조변화를 허용한 단위근검정방법을 사용하였다. ADF 검정방법이 고려대상의 자료가 한 개의 단위근를 갖는다는 것을 귀무가설로함으로서 검정력의 약화를 초래할 수 있는 반면 KPSS 검정법은 자료가 단위근을 갖지않는다는 것을 귀무가설로 하고 있다. 또한 Perron 단위근검정방법의 사용은 ADF검정법이 1997년 외환위기의 구조적 변화를 고려하지 못함으로서 검정력 약화를 초래할 수 있다는 점을 보완하기 위한 것이다.

) 보다 자세한 논의는 Cin(1998a)과 신범철(2001) 참조.

<표3-1>은 ADF와 KPSS에 의한 단위근검정결과를, <표3-2> 내생적 구조변화를 허용한 Perron의 검정결과를 나타내고 있다. ADF 단위근검정결과를 보면 Dickey-Fuller식에 추세변수를 포함하지 않는 경우 AIC를 사용하거나 BIC를 사용하여 시차변수를 결정하거나 관계없이 회사채수익률(CBY)과 인플레이션(INFLA), 자본수지(KA)를 제외하고 모든 변수에 대해 단위근을 한 개 갖는다는 귀무가설을 5%유의수준에서 기각하지 못하였다. 즉 이 세 개의 시계열 자료는 안정적이고 그 외 자료는 모두 불안정함을 의미한다. 절편과 추세를 모두 포함하여 BIC를 사용하여 시차를 결정하는 경우, 이와 같은 결과를 보이지만 AIC를 사용하여 시차를 결정하는 경우 회사채수익률에 대해만 다른 결과를 보이고 있다. 즉 회사채수익률이 안정적이라는 것이다. KPSS의 단위근검정결과를 보면 위에서와 비슷한 결과를 보이고 있다. 인플레이션과 자본수지에 대해만 단위근을 갖지않는다는 귀무가설을 기각하지 못하였다. 이 두 변수는 안정적인 반면 그 외의 변수는 불안정하다는 것을 의미한다. 따라서 회사채수익률에 대해서는 ADF와 KPSS 결과가 상반됨을 보이고 있다.

<표3-2>는 Perron의 한번의 내생적 구조변화를 전제로 한 단위근검정결과를 나타내고 있다. 이 결과를 보면 ADF와 KPSS 검정결과에서처럼 인플레이션율은 안정적인 시계열임을 나타내고 있지만 국제준비금(INTRES) 명목GDP, 소비자물가지수(CPI)는 불안정함을 보이고 있다. 하지만 자본수지는 97년 1사분기에 구조적 변화가 일어났음을 보이고 있고 앞의 결과와는 달리 단위근을 갖고 있는 것으로 나타나고 있다. 회사채수익률과 실질화폐(LRM2), 실질GDP(RGDP)은 Model(1)과 (2)의 결과가 서로 다른 결과를 보이고 있다. 하지만 흥미있게도 Model(1)의 대부분 시계열자료에 대한 결과를 보면 1997년과 1998년 사이에 경제구조적 변화가 일어났음을 보이고 있다는 것이다. 이 결과를 종합해서 보면 인플레이션율을 제외한 자료는 불안정하다고 할 수 있다.

<표3-1> ADF와 KPSS에 의한 단위근검정결과

	ADF Tests						KPSS Test
	AIC			BIC
변수	절편만	추세	시차수	절편	추세	시차수	l = 4	l = 8
CBY	-2.99	-3.36	4	-4.00	-4.05	1	0.78	0.54
INFLA	-8.03	-8.86	0	-8.03	-8.63	0	0.46	0.39
KA	-3.55	-3.79	8	-6.21	-6.03	0	0.19	0.16
INTRES	4.55	4.31	8	8.03	4.54	0	1.25	0.78
LRM2	2.79	0.38	0	2.79	0.38	0	1.73	1.03
GDP	0.43	-2.18	8	0.43	-2.18	8	1.73	1.01
RGDP	0.68	-2.70	8	0.68	-2.70	8	1.78	1.04
CPI	-1.81	-1.12	0	-1.81	-1.12	0	1.62	0.95
KEXR	-1.40	-2.04	1	-2.00	-2.74	0	0.88	0.56
5%유의	-2.9	-3.47		-2.9	-3.47		0.46	0.46
수준

<표3-2> 내생적 구조변화를 허용한 Perron 단위근검정결과

	MODEL(1)			MODEL(2)
변수	t	TB	Lags	t	TB	Lags
CBY	-5.53	81;03	4	-5.50	81;03	4
INFLA	-8.69	97;02	0	-9.71	97;02	0
KA	-5.03	97;01	7	-4.79	89;03	8
INTRES	-2.53	97;03	4	-1.20	97;03	4
LRM2	-8.25	97;03	5	-4.77	96;03	4
GDP	-4.64	93;03	8	-4.14	88;03	8
RGDP	-3.65	98;01	0	-6.15	85;03	0
CPI	-4.85	97;03	8	-5.53	97;03	8
KEXR	-6.72	97;02	3	-5.19	97;02	8
유의수준
5%	-5.09			-5.59

4. 공적분검정

앞에서 인플레이션을 제외한 대부분의 변수가 잠정적으로 불안정한 시계열로 판명되었으므로 이러한 불안정한 시계열간의 공적분관계 유무를 검증하기로 한다. 이는 공적분관계가 없음에도 불구하고 불안정한 시계열 자료를 회귀하는 경우 높은 상관관계를 나타내는 가성회귀문제(spurious regression problem)가 발생할 수 있기 때문이다. 이러한 가성회귀문제를 해소하기 위해서 일반적으로 불안정한 시계열자료를 차분하여 회귀하지만 이 경우 역시 불안정한 시계열자료간의 장기관계를 무시하게 되 모형설정 오류를 범할 수 있게 된다. 불안정한 시계열자료를 포함하는 경우 이 변수간의 공적분관계 유무를 검정하고 이에 따라 오차수정모형을 설정 활용할 수 있다.

지금까지 변수간 공적분관계의 유무를 검정하기 위해 다양한 방법이 제시되어왔지만 크게 두 가지 방법으로 구분할 수 있다. 하나는 잔차를 이용한 Engle-Granger류의 2단계 OLS에 의한 추정과 검정법이고 또 다른 하나는 Johansen에 MLE에 의한 공적분검정법이다. 전자의 2단계 OLS검정법이 여러 가지 장점을 갖고 있지만 본 논문에서는 Johansen에 MLE공적분검정법 사용하기로 한다. 이는 Johansen 검정법이 공적분관계의 유무에 관계없이 불안정한 시계열간에 공적분관계를 검정하는 보다 포괄적인 형태이며 또한 불안정한 시계열자료와 안정적인(stationary) 시계열자료가 혼재된다하더라도 추정과 가설검정에 문제가 생기지 않는 장점을 지니고 있기 때문이다. 따라서 인플레션율의 변수가 안정적이고 그 외의 변수가 불안정한 시계열자료라 하더라도 Johansen 검정법을 적용함으로서 가설검정 문제를 극소화할 수 있게된다.

) 자세한 것은 신범철(2001) 참조.

) Johansen 검정법의 장점은 Gonzalo(1994) 참조.

) Johansen and Juselius(1990) 참조.

<표4-1>에서 <표4-4>까지 Johansen 검정방법에 의한 공적분결과를 보여주고 있다. 이 표의 두 번째 열(□max)은 최대특성근(maximum eigenvalues)을 나타내고, 다음 열은 이에 대한 95%유의 수준을, 네 번째 열(Trace)은 최소특성근(smallest eigenvalues) 혹은 최소평방정준상관(squared canonical correlation)을, 마지막 열은 이에 대한 95%유의수준을 나타낸다. <표4-1>는 금리(mmrate), 인플레이션율(Infla)과 자본이동(즉 자본수지, 포르트폴리오수지, 직접투자, 외환보유)과의 Johansen 공적분검정결과를 보이고 있다. 우선 3변수 모형에서 금리, 인플레이션율과 자본수지간에 장기균형관계인 공적분 관계가 존재하지 않는다(즉 p=0)는 귀무가설이 5%유의수준에서 기각될 수 있는 반면 공적분 관계가 최대 1개가 있다(즉 p=1)는 귀무가설이 기각될 수 없음을 보이고 있다. 금리, 인플레이션율과 직접투자간의 공적분관계는 3개가 존재함을 보이고 있다. 4변수 모형 역시 공적분이 한 개 존재한다는 귀무가설을 기각하지 못하고 있다. 따라서 금리와 인플레이션율 및 자본이동변수는 최소  한 개 이상의 장기균형관계를 갖고 있고, 이는 Engle and Granger의 Representation이론에 따라 오차수정모형이 존재함을 의미한다. 따라서 시장금리 반응함수 모형을 설정함에 있어서 단순히 차분변수만의 VAR모형이나 수준변수만의 모형은 모형설정의 오류를 범할 수 있게 된다.  <표4-2>는 실질소비, 실질금리, 실질소득과 각각의 자본이동변수(즉 자본수지, 포트폴리오수지와 직접투자수지)에 따른 Johansen 공적분검정 결과를 제시하고 있다. 이 결과를 보면 앞의 세 변수와 각각 자본이동 변수가 모두 한 개의 공적분관계를 갖고 있음을 나타내고 있다. 이는 실질소비함수는 실질금리와 실질소득을 포함한 자본이동변수간에 장기관계가 있음을 의미하고 실질소비함수 역시 벡터 오차수정모형이 존재하고 있음을 나타내는 것이다. <표4-3>은 실질투자와 실질소득, 실질금리와 자본이동간의 공적분 관계를 나타내고 있다. 실질투자는 소득과 금리를 포함한 각각의 자본이동변수와 장기관계가 없음을 기각하지만 최대 한 개가 있다는 귀무가설은 기각되지 못 하고 있다. 따라서 투자와 자본간에서도 장기균형관계가 있다고 할 수 있다. <표4-4>는 실질화폐와 회사채수익률, 실질소득과 자본이동간의 Johansen 공적분검정결과를 보여주고 있다. 자본이동에 대한 변수로 자본수지를 대리변수로 사용할 때는 공적분관계를 없음을 기각할 수 있지만 외환보유변화량을 자본이동 변수로 사용하였을 경우 공적분관계가 없음을 기각하지 못 하고 있다.

) 모든 통계량은 Reimer(1992)에 의해 조절되었다. 자세한 것은 신범철(2001) 참조.

Ⅴ. 실증분석결과

1. 장기관계와 오차수정모형

이 장에서는 공적분 관계가 존재한다는 근거아래 변수간의 장기관계를 분석하고 이를 통한 長短期 動態모형을 살펴보기로 한다. <표 5-1>에서 <표 5-4>는 변수간의 장기관계를 보여주고 있다. <표5-1>은 시장금리와 인플레션율, 외환보유고, 자본수지간의 장기관계를 나타낸다. 공적분식에 외환보유고와 자본수지를 포함시킬 때 외환보유고는 시장금리에 음의 효과를, 자본수지는 양의 효과를 보이고 있다. 이는 외환보유 증가가 국내 통화량확대에 따라 하락하고 있다고 할 수 있다. 이에 비해 자본수지는 소비와 자본의 확대 및 화폐수요 증가가 총수요 증가를 가져와 시장금리 상승작용을 한 것으로 나타났다.

외환보유고는 이자율의 변화에 음의 방향으로 유의하게 효과를 나타냈다. 이 결과는 자본 유입이 국제준비금을 감소시키려는 우려는 감소시키거나 환율이 평가 절하되는 압력을 감소시킴으로써 중앙은행의 이자율 목표를 감소시킨다는 이론적인 가정과 일치한다. 이는 표분기간 동안에 한국의 중앙은행에서는 M2 목표에  치중하였지만 간접적으로 이자율 목표도 삼았음을 의미한다.  <표 5-1>의 네 번째 열은 이자율의 반응식에 자본 수지와 외환보유고를 모두 포함한 결과이다. 자본 흐름의 변화는 10%수준, 외환보유고는 1% 수준에서 유의하다. <표 5-2>의 장기 실질소비함수 추정식을 보면 이 점을 확인 할 수 있다. 즉 자본이동을 나타내는 자본수지와 포르트폴리오수지는 실질소비에 양의 효과를 나타내고 화폐수요도 양의 부호 유의한 것으로 나타나 있다. 국민소득은 예상대로 소비에 양의 부호로 유의하게 나타났고 실질금리는 음의 부호로 한 개의 식을 제외하고는 유의하지 않은 것으로 나타나 있다.

GDP에 대한 소비의 장기 탄력성(시차된 실질GDP의 계수를 시차된 실질 소비의 계수로 나눈 값)은 거의 1에 가깝다. 실질이자율은 예상과 달리 양의 값을 나타냈으나 그 계수의 값은 0에 가까웠다. 이 회귀식에서 자본 수지가 소비에 미치는 영향은 실질 이자율이 미치는 채널보다는 다른 채널을 통하여 이루어지고 있음을 나타내고 있다. 즉, 실질 이자율 자체는 중요하지 않다.

자본흐름의 다른 형태는 소비에 다른 영향을 미친다.  자본 유입의 두 가지 다른 형태, 즉 순해외 직접투자와 포트폴리오 투자가 소비에 미치는 효과를 분리한다. 해외 직접투자(FDI)는 일반적으로 소비에 미치는 영향이 적다고 알려져 있다. 왜냐하면, 대부분의 FDI는 자본재 수입의 구매와 투자지출에 사용되고 있으며 국내은행의 대차대조표 규모를 증가시키지 않기 때문이다. 자본 흐름의 다른 변수들과 같이 이들 변수를 명목 M2로 나눈다. 직접투자 수지(FDI)는 실질 통화량 변수를 포함시킨 경우 음의 방향으로  5% 수준에서 유의하게 영향을 미친다. 반면에,  포트폴리오 투자는 실질통화량을 제외시킨 경우에 양의 방향으로 소비에 유의하게 영향을 미친다. 외국인 증권 투자는 주식시장을 통하여 양의 방향으로 영향을 미친다.  즉 富의 효과(wealth effects)를 통한 소비증가효과는 일시적으로 나타난다고 볼 수 있다.

) 한국의 경우 1989년 이후 월별 자료를 이용하여 외국인 증권 투자와 종합주가지수로 구성된 두 변수 VAR 분석을 실시한 김원규·김은경(1996)은 외국인 증권투자의 확대가 종합주가지수에 긍정적인 영향을 미치고 있다고 주장하였다.

실질 M2는 은행 예금에 대한 대리 변수로 선택한다면, 소비에 양의 효과를 나타내며 실질 M2의 포함은 자본 수지와 포트폴리오 투자에 대한 계수를 감소시킨다. 실질 M2는 소비에 유의성이 있는 것으로 나타났다.

자본의 유입은 소비의 증가와 밀접한 관련이 있는 것으로 나타났다. 그러나, 자본 유입이 소비를 촉진시키는 채널, 즉 화폐의 공급과 은행 대출을 증가시킨다고 볼 수 있다. 따라서, 자본의 유입은 소비에 양의 방향으로 영향을 미친다. 실질 M2는 소비에 유의하지 않은 수준으로 양의 방향으로 영향을 미친다. 자본 유입에 따라서 국내 신용 증가와 자산 가격 상승은 소비 증가를 통하여서 경상 수지를 악화시키므로 이것은 □신용 공급의 채널□과 일치한다.

<표 5-3>은 장기 실질투자 함수를 추정한 결과이다. 실질금리는 음의 부호로 유의하지 않은 것으로 나타나 있고 국민소득은 양의 부호로 모든 식에서 유의한 것으로 나타나 있다. 이는 기업의 투자 결정이 통화당국의 이자율 정책보다는 신용배분 정책에 좌우되고 있음을 시사하고 있는 것이다. 또한 자본수지와 직접투자 역시 양으로 유의하지 않은 것으로 나타나 있다. 자본 흐름의 변수가운데 포트폴리오투자는 음의 방향으로 투자에 유의한 결과는 나타내지 않고 있다. 이것은 포트폴리오 자본 유입이 투자에 주요한 결정 요인은 아닌 것으로 볼 수 있다. 이것은 한국에서 포트폴리오 자본의 유입은 투자보다 소비를 증가시킨다고 볼 수 있다.

다음 단계로 자본의 유입이 M2 화폐 성장율에 미치는 효과를 측정하기 위한 두 번째 단계의 접근법은 이자율이 화폐 수요에 미치는 영향을 측정하는 것이다. <표 5-4>는 실질화폐 수요의 추정식을 나타내고 있다.  <표 5-4>의 첫 번째 열은 Kamin and Rogers (1996)이 사용한 화폐 수요의 모형, 두 번째 열은 자본수지가 M2의 화폐 수요 모형에 포함되었을 때 추정결과 결과를 나타낸 것이다.  자본 수지는 화폐 수요에 양의 값으로 1% 수준에서 유의한 것으로 나타났다. 종합적으로 평가하여 보면, 예상대로 이자율은 현금보유에 대한 기회비용으로 음의 효과를 보이고 있고 국민소득은 양의 효과로 유의하게 나타나고 있다. 자본이동을 나타내는 자본수지는 장기에 있어서 실질화폐수요에 양의 영향을 미치고 있는 것으로 나타나고 있다. 이는 결국 자본유입은 장기적으로 실질화폐 수요의 확대를 통해 총수요를 확대시키고 시장금리를 높이는 결과를 가져온다는 것을 의미한다.

이러한 장기관계를 이용하여 금리, 소비, 투자와 화폐수요에 관한 오차수정모형을 각각의 변수가 6개의 시차를 갖고 있다는 전제하에 추정한 다음 Hendry(1995)를 따라 유의수준이 20% 이상인 경우는 추정식에서 제외하여 제약적인 오차수정모형(PECM: parsimonious Error Correction Model)을 추정하였다. 이 결과는 <표 6-1>에 <표 6-4>에 나타나 있다. 우선 오차수정항(EC)의 추정계수는 거의 모든 식에서 음의 부호로 0과 1사이의 값을 갖고 유의한 것으로 나타나고 있다. 이는 단순히 차분변수를 사용하여 추정하는 경우는 모형설정 오류가 발생할 수 있음을 의미하고 또한 이 모형들은 장기적으로 안정적임을 시사하고 있다. <표 6-1>은 오차수정모형에 의해 시장금리반응함수의 추정된 결과를 보이고 있다. 이 결과에 따르면 장기 시장금리 결과 같이, 시장금리는 인플레이션율에 대해서 양의 반응을, 외환보유고와 자본수지에 대해서는 10%유의수준으로 음의 반응을 나타내고 있다. 이는 결국 단기에 있어서도 자본유입이 통화팽창을 유발하여 시장금리를 하락시키고 있음을 보여주는 것이라 할 수 있다. <표 6-2>는 실질소비의 오차수정모형의 추정결과를 나타내고 있다. 이 결과에 따르면 시장금리는 실질소비에 음으로 영향을 주고 있지만 그 정도의 크기가 미미하고 대부분의 계수는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 금리변화로 인한 대체효과와 소득효과의 크기가 서로 비슷하여 전체적으로 상쇄됨으로써 금리상승이 소득에 영향을 주지 못하는 것을 의미한다. 또한 소득증가는 예상대로 실질소비의 증가를 유발하는 것으로 나타나고 있다. 마지막으로 자본의 유입은 단기에 있어서 실질소비를 축소시키는 것으로 나타나고 있다. <표 6-3>은 실질투자의 오차수정모형의 추정결과를 나타내고 있다. 시장금리와 자본수지는 10%유의수준에서 실질투자에 음의 영향을 주고 있음을 보이고 있다. 하지만 직접투자수지와 포트폴리오수지는 실질투자에 직접적으로 영향을 주지 못하는 것으로 나타나고 있다. 마지막으로 <표 6-4>는 실질화페수요에 대한 추정결과를 보이고 있다. 예상대로 단기에 있어서 시장금리 상승은 실질화페량을 감소시키고 실질소득은 증가시키는 것으로 나타났지만 유의하자 못한 것으로 나타나고 있다. 단기에 있어서 자본수지 흑자폭이 증가함에 따라 실질화폐수요는 오히려 감소하는 것으로 나타났다. 이는 단기자본유입이 통화량확대와 금리하락을 초래하여 기회비용이 상승함에 따라 다른 자산의 수요가 확대되기 때문이라고 할 수 있다.

) 자세한 것은 Hendry(1995) p 596-611 참조.

2. 충격반응함수

충격반응함수(impulses response function)는 예기치 못한 경제적 충격이 주어질 경우 이에 대한 내생변수의 동태적 반응을 나타낸다. 이 충격반응함수를 산출하기 위해 일반적으로 시차수를 결정하고 다음으로 변수의 순서를 설정한다. 본 논문은 기존연구에서 제시된 4개와 6개의 시차수를 각각 사용하여 VAR모형을 추정하고 이에 따라 충격반응함수를 산출하였지만 동태적 패턴이나 형태에 그다지 큰 차이가 없었기 때문에 여기서는 4개의 시차로 설정하였다. 다음으로 변수의 순서는 통상적인 방법 즉 정책변수와 외생적 변수를 앞에, 주요변수를 뒤에 배치하는 방식을 따르기로 한다.

) VAR모형에서 변수의 적정 시차수는 여러 가지 정보기준(information criteria)을 사용하거나 F검정을 통해 결정될 수 있다. 자세한 논의는 Cin(2001)과 신범철(2001) 참조.

) 예컨대 박종석(1999) 참조.

) 명료한 이론적 모형설정이 가능한 경우 SVAR(structural VAR)모형을 이용할 수 있지만, 이론적 모형이 분명치 않은 경우나 이론적 모형이 있다하더라도 충격반응함수가 별다른 차이를 보이 않을 때는 이 통상적인 방식을 흔히 사용한다. 자세한 SVAR에 관한 논의는 Cin(2001)참조.

우선 본 연구의 주된 관심사안 중의 하나인 자본이동에 따른 금리의 반응을 살펴보기로 한다. 이를 위해 1980년 2/4분기에서 2000년 4/4분기까지의 기간동안 3변수-VAR모형(자본수지, 인플레이션율, 금리)과 4변수-VAR모형(자본수지, 인플레이션율, 금리, 외환보유액)을 추정하고 충격함수를 산출하였으나 큰 차이가 없었기 때문에 본 논문은 3변수모형을 사용하기로 한다. <그림 2-1>은 전체표본기간에 대하여 자본수지에서 발생된 표준오차만큼의 충격에 대한 자본수지, 인플레이션 및 금리의 반응을 나타내고 있다. 그림에서 실선은 20분기 즉 5년간 충격반응함수의 궤적을 나타내고 점선은 몬테칼로 시뮬레이션(Monte Carlo Simulation)을 1000회를 반복하여 산출된 95% 신뢰구간을 나타낸다. 이 그림에서 두 번째는 자본수지가 표준편차만큼 증가하였을 때 전체기간에 걸쳐 인플레이션율의 반응을 보이고 있다. 자본수지충격에 대한 인플레이션율의 반응은 처음 2분기 동안 양의 반응을 보이다가 감소함을 볼 수 있다. 세 번째 그림은 금리의 자본수지충격에 대한 반응을 나타낸다. 이를 보면 금리는 자본수지 충격에 대해 처음 3분기 동안 음(-)의 반응 보이다가 양의 반응으로 반전된 후 소멸되어 가는 패턴을 보이고 있다. 이는 예상치 못한 자본유입이 단기적으로 통화팽창을 유발하고 이로 인해 시장금리가 하락한 것으로 볼 수 있다. 이러한 금리의 반응은 앞서 설명한 인플레이션율의 반응과 함께 자본유입이 통화량 증가를 유발하여 일러난 현상으로 볼 수 있다. 이는 통화당국이 자본유입에 따른 금리상승과 인플레이션율 상승효과를 억제하는 불태화정책(sterilization policy)을 수행하지 않았거나 혹은 불태화정책이 수행하였다 하더라도 단기적으로 정책이 효과적이지 못하고 있음을 의미한다고 할 수 있다. 이 그림에서 오른 쪽 패널은 인플레이션 충격에 따른 자본수지, 인플레이션, 시장금리의 반응을 각각 보여주고 있다.

) 자세한 것은 Runkle(1987), Giannini(1992), Lutkepohl and Reimers(1992) 참조.

자본자유화가 본격화됨과 더불어 예상치 못한 충격에 대한 3변수의 반응이 어떻게 달라지는 가를 분석하기 위해 전체표본을 1992년 이전과 이후로 나누어 VAR모형을 추정하고 충격함수를 다시 산출하여 비교하였다. <그림2-2>는 1992년 이전 <그림2-3>은 그 이후의 표본을 사용하여 산출한 충격함수를 나타내고 있다. 전체적으로 볼 때 자본자유화 이전의 충격반응함수는 전체기간에 비해 몇 가지 두드러진 차이를 보이는 반면 자본자유화 이후의 경우는 거의 차이를 보이지 않고 있다. 우선 자본자유화 이전의 기간을 보면 자본이동변수의 충격에 따른 인플레이션율의 반응이 전체기간과는 반대로 대부분 음의 반응보이고 있다. 또한 자본이동변수의 충격이 시장금리에 미치는 영향은 7분기 동안 음이 아닌 양으로 나타나고 있다. 마지막으로 인플레이션의 충격은 자본자유화이전 기간이 이후기간보다 더 장기적으로 지속되고 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 1992년 이전에 통화당국이 자본유입에 따른 통화증발효과를 상쇄시키는 불태화정책을 적극적으로 수행하였음을 의미한다. 이 시기에 실제로 정부의 통화정책의 목표가 물가안정에 두고 있었다는 것을 고려하면 이러한 결과는 합당한 것으로 보여진다.

<그림 2-1> 자본충격과 인플레이션의 충격에 대한 반응: 1980:02 - 2000:04

<그림 2-2> 자본충격과 인플레이션의 충격에 대한 반응: 1980:02 - 1991:04

<그림 2-3> 자본충격과 인플레이션의 충격에 대한 반응: 1992:01 - 2000:04

Ⅵ. 결론

본 연구는 자본의 흐름이 1980년대와 1990년대에 거시 경제 변수에 미치는 영향을 살펴보았다. 이 분석에 기초하여 다음의 결론을 도출할 수 있다. 첫째로 공적분식에 외환보유고와 자본수지를 포함시킬 때 외환보유고는 시장금리에 음의 효과를, 자본수지는 양의 효과를 보이고 있다. 이는 외환보유 증가가 국내 통화량확대에 따라 하락하고 있다고 할 수 있다. 이에 비해 자본수지는 소비와 자본의 확대 및 화폐수요 증가가 총수요 증가를 가져와 시장금리 상승작용을 한 것으로 나타났다. 외환보유고는 이자율의 변화에 음의 방향으로 유의하게 효과를 나타냈다. 이 결과는 자본 유입이 국제준비금을 감소시키려는 우려는 감소시키거나 환율이 평가 절하되는 압력을 감소시킴으로써 중앙은행의 이자율 목표를 감소시킨다는 이론적인 가정과 일치한다. 이는 표분기간 동안에 한국의 중앙은행에서는 M2 목표에  치중하였지만 간접적으로 이자율 목표도 삼았음을 의미한다.  둘째로 장기 실질소비함수 추정식을 보면 자본이동을 나타내는 자본수지와 포르트폴리오수지는 실질소비에 양의 효과를 나타내고 화폐수요도 양의 부호 유의한 것으로 나타나 있다. 국민소득은 예상대로 소비에 양의 부호로 유의하게 나타났고 실질금리는 음의 부호로 한 개의 식을 제외하고는 유의하지 않은 것으로 나타나 있다.  GDP에 대한 소비의 장기 탄력성(시차된 실질GDP의 계수를 시차된 실질 소비의 계수로 나눈 값)은 거의 1에 가깝다. 실질이자율은 예상과 달리 양의 값을 나타냈으나 그 계수의 값은 0에 가까웠다. 이 회귀식에서 자본 수지가 소비에 미치는 영향은 실질 이자율이 미치는 채널보다는 다른 채널을 통하여 이루어지고 있음을 나타내고 있다. 즉, 실질 이자율 자체는 중요하지 않다. 셋째로, 자본의 유입은 소비의 증가와 밀접한 관련이 있는 것으로 나타났다. 그러나, 자본 유입이 소비를 촉진시키는 채널, 즉 화폐의 공급과 은행 대출을 증가시킨다고 볼 수 있다. 따라서, 자본의 유입은 소비에 양의 방향으로 영향을 미친다. 실질 M2는 소비에 유의하지 않은 수준으로 양의 방향으로 영향을 미친다. 자본 유입에 따라서 국내 신용 증가와 자산 가격 상승은 소비 증가를 통하여서 경상 수지를 악화시키므로 이것은 □신용 공급의 채널□과 일치한다. 넷째로 장기 실질투자 함수를 추정한 결과, 실질금리는 음의 부호로 유의하지 않은 것으로 나타나 있고 국민소득은 양의 부호로 모든 식에서 유의한 것으로 나타나 있다. 이는 기업의 투자 결정이 통화당국의 이자율 정책보다는 신용배분 정책에 좌우되고 있음을 시사하고 있는 것이다. 또한 자본수지와 직접투자 역시 양으로 유의하지 않은 것으로 나타나 있다.

종합적으로 평가하여 보면, 예상대로 이자율은 현금보유에 대한 기회비용으로 음의 효과를 보이고 있고 국민소득은 양의 효과로 유의하게 나타나고 있다. 자본이동을 나타내는 자본수지는 장기에 있어서 실질화폐수요에 양의 영향을 미치고 있는 것으로 나타나고 있다. 이는 결국 자본유입은 장기적으로 실질화폐 수요의 확대를 통해 총수요를 확대시키고 시장금리를 높이는 결과를 가져온다는 것을 의미한다.

이러한 장기관계를 이용하여 금리, 소비, 투자와 화폐수요에 관한 오차수정모형을 추정하였다. 이 결과를 보면, 우선 오차수정항(EC)의 추정계수는 모든 식에서 음의 부호로 0과 1사이의 값을 갖고 유의한 것으로 나타나고 있다. 이는 단순히 차분변수를 사용하여 추정하는 경우는 모형설정 오류가 발생할 수 있음을 의미하고 또한 이 모형들은 장기적으로 안정적임을 시사하고 있다. 충격반응함수를 보면 금리는 자본수지 충격에 대해 처음 3분기 동안 음(-)의 반응 보이다가 양의 반응으로 반전된 후 소멸되어 가는 패턴을 보이고 있다. 이는 예상치 못한 자본유입이 단기적으로 통화팽창을 유발하고 이로 인해 시장금리가 하락한 것으로 볼 수 있다. 이러한 금리의 반응은 앞서 설명한 인플레이션율의 반응과 함께 자본유입이 통화량 증가를 유발하여 일러난 현상으로 볼 수 있다. 이는 통화당국이 자본유입에 따른 금리상승과 인플레이션율 상승효과를 억제하는 불태화정책(sterilization policy)을 수행하지 않았거나 혹은 불태화정책이 수행하였다 하더라도 단기적으로 정책이 효과적이지 못하고 있음을 의미한다고 할 수 있다.

전체적으로 볼 때 자본자유화 이전의 충격반응함수는 전체기간에 비해 몇 가지 두드러진 차이를 보이는 반면 자본자유화 이후의 경우는 거의 차이를 보이지 않고 있다. 우선 자본자유화 이전의 기간을 보면 자본이동변수의 충격에 따른 인플레이션율의 반응이 전체기간과는 반대로 대부분 음의 반응보이고 있다. 또한 자본이동변수의 충격이 시장금리에 미치는 영향은 7분기 동안 음이 아닌 양으로 나타나고 있다. 마지막으로 인플레이션의 충격은 자본자유화이전 기간이 이후기간보다 더 장기적으로 지속되고 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 1992년 이전에 통화당국이 자본유입에 따른 통화증발효과를 상쇄시키는 불태화정책을 적극적으로 수행하였음을 의미한다. 이 시기에 실제로 정부의 통화정책의 목표가 물가안정에 두고 있었다는 것을 고려하면 이러한 결과는 타당한 것으로 보여진다.

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<표4-1> Joahansen 공적분검정결과: 금리, 인플레이션율과 자본수지

3변수: (금리, 인플레이션율, 자본수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0     49.61**  21.0    67.44**   29.7

p <=  1     13.61    14.1    17.83*   15.4

p <=  2     4.225*    3.8    4.225*   3.8

3변수: (금리, 인플레이션율, 직접투자수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0      28.42**  21.0    52.23**  29.7

p <=  1      15.55*   14.1    23.81**  15.4

p <=  2      8.264**   3.8    8.264**   3.8

4변수: (금리, 인플레이션율, 외환보유, 자본수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	35.36**	27.1	60.08**	47.2

p <=  1	17.02	21	24.72	29.7

p <=  2	6.425	14.1	7.702	15.4

p <=  3	1.277	3.8	1.277	3.8

4변수: (금리, 인플레이션율, 자본수지, 외환보유변화)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	31.81*	27.1	49.21*	47.2

p <=  1	9.319	21	17.4	29.7

p <=  2	5.426	14.1	8.083	15.4

p <=  3	2.657	3.8	2.657	3.8

<표4-2> Joahansen 공적분검정결과: 소비와 자본흐름

4변수:(실질소비, 실질금리, 실질소득, 자본수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	26.85	27.1	52.57*	47.2

p <=  1	14.98	21	25.72	29.7

p <=  2	8.197	14.1	10.74	15.4

p <=  3	2.542	3.8	2.542	3.8

4변수:(실질소비, 실질금리, 실질소득, 포르트폴리오수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	31.83*	27.1	52.06*	47.2

p <=  1	9.444	21	20.23	29.7

p <=  2	6.595	14.1	10.79	15.4

p <=  3	4.192*	3.8	4.192*	3.8

4변수:(실질소비, 실질금리, 실질소득, 직접투자수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	27.28*	27.1	59.57**	47.2

p <=  1	17.85	21	32.29*	29.7

p <=  2	9.985	14.1	14.44	15.4

p <=  3	4.456*	3.8	4.456*	3.8

4변수:(실질소비, 실질소득, 실질금리, 실질화폐)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	27.48*	27.1	54.35**	47.2

p <=  1	13.83	21	26.87	29.7

p <=  2	7.486	14.1	13.04	15.4

p <=  3	5.55*	3.8	5.55*	3.8

<표4-3> Johansen 공적분결과: 투자와 자본흐름

4변수:(실질투자, 실질소득, 실질금리, 자본수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	42.58**	27.1	71.36**	47.2

p <=  1	18.46	21	28.78	29.7

p <=  2	8.238	14.1	10.32	15.4

p <=  3	2.086	3.8	2.086	3.8

4변수:(실질투자, 실질소득, 실질금리, 포르트폴리오수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	36.21**	27.1	58.95**	47.2

p <=  1	10.56	21	22.74	29.7

p <=  2	8.171	14.1	12.19	15.4

p <=  3	4.014*	3.8	4.014*	3.8

4변수:(실질투자, 실질소득, 실질금리, 직접투자수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	42.51**	27.1	68.09**	47.2

p <=  1	14.11	21	25.58	29.7

p <=  2	6.339	14.1	11.47	15.4

p <=  3	5.133*	3.8	5.133*	3.8

<표4-4> Johansen 공적분결과: 화폐수요과 자본이동

4변수: (실질화폐, 금리, 실질소득, 자본수지)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	35.98**	30.3	59.67*	54.6

p <=  1	12.22	23.8	23.69	34.6

p <=  2	7.917	16.9	11.46	18.2

p <=  3	3.547	3.7	3.547	3.7

with Trend

4변수: (실질화폐, 금리, 실질소득, 외환보유변화량)

Ho:rank=p	□max	95%	Trace	95%

p ==  0	13.7	27.1	36.67	47.2

p <=  1	11.71	21	22.97	29.7

p <=  2	8.869	14.1	11.26	15.4

p <=  3	2.394	3.8	2.394	3.8

<표 5-1> 장기 시장금리 추정식
변수	종속변수:	시장금리
INFRA	7.9668**	3.1152	2.9346	7.9668**
(인플레이션율)	(2.2215)	(0.7817)	(0.7344)	(2.2215)
DRES		0.0608	0.0288
(국제준비금)		(0.2872)	(0.1366)
FOREXR	-0.2154***			-0.2154***
(외환보유고)	(-5.0780)			(-5.0780)
KA	0.2903*	-0.1976		0.2903*
(자본수지)	(1.7361)	(-1.2366)		(1.7361)
IMFDUMMY	11.413***	-4.4004**	-3.9327*	11.413***
(IMF더미)	(3.4888)	(-2.1518)	(-1.9504)	(3.4888)
Constant	16.9623***	15.6018***	15.4507***	16.9623***
(상수)	(29.2748)	(26.1009)	(26.3179)	(29.2748)
R2	0.9450	0.9269	0.9254	0.9450
Durbin-Watson	0.3892	0.2448	0.2237	0.3892

주: 괄호안의 값은 t-값을 나타내고 ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%유의 수준을 나타낸다.

<표 5-2> 장기 실질소비함수 추정식
변수	종속변수:	실질소비
RINTER	0.0001	0.0003	-0.0001	-0.0003	0.0012**	0.0012**	0.0009*	0.0011**
(실질이자율)	(0.1087)	(0.4229)	(-0.0655)	(-0.3812)	(2.3348)	(2.3791)	(1.8326)	(2.0579)
LRGDP	1.0302***	1.0039***	1.0257***	0.998***	0.3543***	0.3925***	0.333***	0.3589***
(실질GDP)	(40.2098)	(42.6117)	(38.9655)	(35.2429)	(6.4635)	(6.7494)	(6.2403)	(6.4942)
KA		0.0137***				0.0037*
(자본수지)		(4.6121)				(1.7837)
BODIRECT			-0.0178				-0.0337***
(직접투자)			(-0.7803)				(-2.6746)
BOPORT				0.0143**				0.0029
(포트폴리오투자)				(2.3840)				(0.7832)
LRM2					0.5173***	0.4825***	0.5271***	0.5089***
(실질통화량)					(12.7973)	(10.8756)	(13.4842)	(12.1340)
IMFDUMMY	0.2959***	0.3305***	0.3167***	0.3071***	-0.0537	-0.0208	-0.0210	-0.0457
	(9.0605)	(10.9854)	(7.5051)	(9.5738)	(-1.6217)	(-0.5545)	(-0.6156)	(-1.3174)
Constant	-0.7562***	-0.4926*	-0.7093**	-0.4238	0.7628***	0.7325***	0.8802***	0.8046***
	(-2.7872)	(-1.9805)	(-2.5460)	(-1.4212)	(3.9055)	(3.7879)	(4.5586)	(3.9646)
R2	0.9999	0.9999	0.9999	0.9999	1.0000	1.0000	1.0000	1.0000
Durbin-Watson	2.1771	2.4207	2.2061	2.2570	0.3579	0.5451	0.4601	0.4068

주: 괄호안의 값은 t-값을 나타내고 ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%유의 수준을 나타낸다.

<표 5-3> 장기 실질투자 추정식
변수	종속변수:	실질투자
RINTER	-0.0019	-0.0018	-0.0016	-0.0018
(실질이자율)	(-1.5477)	(-1.5238)	(-1.2751)	(-1.4790)
LRGDP	1.5068***	1.5053***	1.5155***	1.5093***
(실질GDP)	(42.2146)	(40.6617)	(41.4672)	(36.9377)
KA		0.0008
(자본수지)		(0.1692)
BODIRECT			0.0342
(직접투자)			(1.0769)
BOPORT				-0.0011
(포트폴리오)				(-0.1267)
IMFDUMMY	-0.2377***	-0.2357***	-0.2775***	-0.2386***
(IMF더미)	(5.2245)	(-4.9865)	(-4.7373)	(-5.1545)
Constant	-6.485***	-6.4698***	-6.5749***	-6.5104***
(상수)	(-17.1562)	(-16.5549)	(17.0006)	(-15.1302)
R2	0.9998	0.9998	0.9998	0.9998
Durbin-Watson	2.2709	2.2791	2.3204	2.2679

주: 괄호안의 값은 t-값을 나타내고 ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%유의 수준을 나타낸다.

<표 5-4> 장기 화폐수요함수
변수	종속변수:	실질화폐
MMRATE	-0.0123***	-0.0030	-0.0459***	-0.0481***
(이자율)	(-3.1830)	(-2.0239)	(-4.2783)	(-4.5013)
LRGDP	1.2209***
(실질GDP)	(27.0303)
LM2GDP			1.5884***	1.2931***
(통화량/GDP)			(4.3940)	(3.2413)
LM2		0.654***
(통화량)		(71.6240)
KA		0.0073		0.0262*
(자본수지)		(3.7850)		(1.6680)
IMFDUMMY	0.6627***	0.3543***	0.4757**	0.6624***
(IMF더미)	(13.7046)	(16.6835)	(2.2304)	(2.7738)
Constant	-1.8532***	3.8313***	11.0586***	11.1618***
(상수)	(-3.6172)	(33.8178)	(44.3620)	(43.9111)
R2	0.9998	1.0000	0.9988	0.9988
Durbin-Watson	2.1790	0.5838	0.4618	0.3742

주: 괄호안의 값은 t-값을 나타내고 ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%유의 수준을 나타낸다.

< 표 6-1 > 오차수정모형 : 시장금리

변 수

종속변수 :

시장금리

[eqn: SMALLSUM DELTA]INFLA

5.423

9.639*

3.038

5.108**

(인플레이션)

(1.612)

(1.894)

(1.254)

(2.213)

[eqn: SMALLSUM DELTA]FOREXR

-0.167*

-2.329

-0.167*

(외환보유고)

(-1.670)

(-0.854)

(-1.670)

[eqn: SMALLSUM DELTA]RES

2.199

-0.248**

(국제준비금)

(0.805)

(-2.369)

[eqn: SMALLSUM DELTA]KA

-0.031

-0.018

-0.175*

-0.256**

-0.031

(자본수지)

(-0.529)

(-0.122)

(-1.707)

(-2.459)

(-0.529)

EC

-0.339***

-0.195***

-0.208***

-0.194***

-0.304***

-0.339***

(오차수정항)

(-6.501)

(-3.569)

(-3.658)

(-3.936)

(-6.936)

(-6.501)

[eqn: SMALLSUM DELTA]MMRATE

0.654***

0.425**

0.591***

0.403**

0.572***

0.654***

(이자율)

(4.564)

(2.320)

(3.467)

(2.483)

(4.156)

(4.564)

SEAS

yes

yes

yes

yes

yes

yes

IMFDUMMY

0.085

0.036

0.056

-0.004

0.260

0.058

(IMF더미)

(0.239)

(0.089)

(0.134)

(-0.011)

(0.780)

(0.239)

Constant

-0.367**

-0.221

-0.190

-0.181

-0.378**

-0.367**

(-2.397)

(-1.264)

(-1.042)

(-1.030)

(-2.610)

(-2.397)

R2

0.517

0.494

0.379

0.369

0.602

0.517

Durbin-Watson

1.528

1.987

1.871

1.950

1.665

1.528

주: 1. 괄호안의 값은 각각 추정계수에 대한 t-값을 나타낸다. 만약 시차변수를 사용하는 경우, 괄호안의 값은 시차변수에 대한 계수의 합이 0이라는 귀무가설 하에서의 t-값을 나타낸다.

2. ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%유의 수준을 나타낸다.

< 표 6-2 > 오차수정모형 : 실질소비

변 수

종속변수 : 실질소비

[eqn: SMALLSUM DELTA]RINTER

-0.001***

-0.000

(실질이자율)

(-4.404)

(-1.583)

[eqn: SMALLSUM DELTA]LRGDP

0.199**

0.385***

-0.968***

0.127***

0.226***

-0.075

(실질GDP)

(2.366)

(4.074)

(-12.660)

(5.311)

(9.779)

(-1.164)

[eqn: SMALLSUM DELTA]LRCON

0.085

-0.190

-0.215*

0.187***

0.272***

0.231

(실질소비)

(0.768)

(-1.273)

(-1.824)

(3.144)

(3.081)

(1.028)

[eqn: SMALLSUM DELTA]KA

-0.016***

-0.013***

(자본수지)

(-4.746)

(-4.689)

[eqn: SMALLSUM DELTA]DIRECT

-0.192***

-0.222***

(직접투자)

(-4.734)

(-3.555)

[eqn: SMALLSUM DELTA]PORT

-0.005***

-0.005

(포트폴리오투자)

(-2.701)

(-1.027)

[eqn: SMALLSUM DELTA]LRM2

-0.187

-0.590***

-0.696***

(실질통화)

(-1.626)

(-4.235)

(-2.993)

EC

-0.078

-0.180***

-0.243***

-0.019

-0.182**

-0.004

(오차수정항)

(-1.600)

(-4.656)

(-5.948)

(-0.338)

(-2.136)

(-0.032)

SEAS

yes

yes

yes

yes

yes

yes

IMFDUMMY

0.009

0.047

-0.002

0.014*

0.073***

0.035**

(IMF더미)

(1.537)

(4.974)

(-0.283)

(1.670)

(4.731)

(2.204)

Constant

0.015***

0.015***

0.044***

0.020***

0.025***

0.038***

(6.169)

(5.397)

(14.667)

(4.867)

(4.833)

(5.349)

R2

0.893

0.889

0.880

0.845

0.753

0.357

Durbin-Watson

2.230

2.168

1.806

2.697

2.696

2.150

주: 1. 괄호안의 값은 각각 추정계수에 대한 t-값을 나타낸다. 만약 시차변수를 사용하는 경우, 괄호안의 값은 시차변수에 대한 계수의 합이 0이라는 귀무가설 하에서의 t-값을 나타낸다.

2. ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%유의 수준을 나타낸다.

< 표 6-3 > 오차수정모형 : 실질투자

변 수

종속변수 :

실질투자

[eqn: SMALLSUM DELTA]RINTER

-0.002*

0.001

-0.001

(실질이자율)

(-1.866)

(1.473)

(-1.033)

[eqn: SMALLSUM DELTA]LRGDP

-3.351***

-3.037***

-0.897**

(실질GDP)

(-5.191)

(-5.108)

(-2.606)

[eqn: SMALLSUM DELTA]LRINV

0.500***

0.522***

0.938***

(실질투자)

(3.740)

(3.798)

(7.256)

[eqn: SMALLSUM DELTA]KA

-0.009*

(자본수지)

(-1.822)

[eqn: SMALLSUM DELTA]DIRECT

0.011

(직접투자)

(0.255)

[eqn: SMALLSUM DELTA]PORT

-0.020

(포트폴리오투자)

(-1.188)

EC

-0.222

-0.296**

-0.376**

(오차수정항)

(-1.642)

(-2.193)

(-2.589)

SEAS

yes

yes

yes

IMFDUMMY

-0.052*

-0.040

-0.006

(IMF더미)

(-1.921)

(-1.502)

(-0.207)

Constant

0.079***

0.071***

0.018

(상수)

(4.489)

(4.243)

(1.420)

R2

0.956

0.955

0.946

Durbin-Watson

1.711

1.622

1.731

주: 1. 괄호안의 값은 각각 추정계수에 대한 t-값을 나타낸다. 만약 시차변수를 사용하는 경우, 괄호안의 값은 시차변수에 대한 계수의 합이 0이라는 귀무가설 하에서의 t-값을 나타낸다.

2. ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%유의 수준을 나타낸다.

< 표 6-4 > 오차수정모형 : 실질화폐

변 수

종속변수 :

실질화폐

[eqn: SMALLSUM DELTA]MMRATE

-0.001

-0.002

-0.001

(이자율)

(-0.481)

(-0.537)

(-0.850)

[eqn: SMALLSUM DELTA]LRGDP

0.022

(실질GDP)

(1.191)

[eqn: SMALLSUM DELTA]KA

-0.018***

-0.023***

(자본수지)

(-5.348)

(-7.072)

[eqn: SMALLSUM DELTA]LM2GDP

-0.067***

(M2/GDP)

(-2.731)

EC

-0.187***

-0.002

-0.000

(오차수정항)

(-2.865)

(-0.244)

(-0.060)

[eqn: SMALLSUM DELTA]LRM2

-0.200

-0.299***

-0.269

(실질통화량)

(-1.064)

(-3.011)

(-1.391)

SEAS

yes

yes

yes

IMFDUMMY

0.048

0.056***

0.051***

(5.135)

(6.084)

(5.248)

Constant

0.034***

0.036***

0.037***

(6.023)

(8.167)

(6.221)

R2

0.859

0.725

0.837

Durbin-Watson

2.074

2.510

2.214

주: 1. 괄호안의 값은 각각 추정계수에 대한 t-값을 나타낸다. 만약 시차변수를 사용하는 경우, 괄호안의 값은 시차변수에 대한 계수의 합이 0이라는 귀무가설 하에서의 t-값을 나타낸다.

2. ***, **, *는 각각 1%, 5%, 10%유의 수준을 나타낸다.

Abstract

The Effects of Capital Inflows on Macro Financial Variables in Korea:1980-2000

Kiheung, Kim·Beomcheol, Cin

This paper examines the effects of capital flows on macroeconomic and financial variables in Korea during the 1980s and 1990s using time series techniques. Based on descriptive statistics and empirical results, we can draw the following tentative conclusions.

First, we do find evidence of an independent effect of capital flows on monetary conditions and domestic demand, once other domestic conditions such as inflation and output growth are controlled for. In regards to monetary effects, we found that in Korea, both reserve changes and capital inflows tended to lower interest rates and raise M2. Consumption was found to respond positively to capital inflows. Investment responded positively to capital inflows. Second, notwithstanding the evidence in support of linkages between capital inflows and macroeconomic outcomes, there was mixed evidence in favor of the expected channels of transmission linking the two sets of variables. In regard to monetary effects, regressions applied to Korea sample indicate that the capital account affected M2 mainly by affecting the level of international reserves, as might conventionally be expected. We found mixed evidence in favor of the view that different types of capital inflows exert different effects on macroeconomic performance. When entered separately into regressions on consumption and investment, foreign direct investment and portfolio investment had different estimated effects.