통화정책 기조의 변경과 장･단기 이자율간 관계의 변화

김 기 화(고려대학교)

I. 서론

이자율 자유화 정책이 실시된 1992년 이후 최근에 이르기까지 시장이자율의 변화과정에서 나타난 중요한 특징은 1997-1998년의 외환위기를 전후하여 장･단기 이자율간의 관계가 안정적으로 변했다는 점이다. 특히 1999년 이후 장･단기 이자율의 변동성이 크게 감소한 것은 물론이고 단기이자율에 대한 장기이자율의 반응이 매우 안정된 흐름을 보이고 있다. 한편 한국은행은 2000년부터 물가안정목표제를 도입하고 콜금리를 운용목표로 하는 금리중시 통화정책을 실시하고 있다. 이러한 정책변화는 운용목표인 콜금리의 움직임은 물론이며 콜금리와 기타 시장이자율간 관계에도 영향을 미치게 될 것이다.

본 논문에서는 장･단기 이자율간 관계에서 나타나는 구조변화의 특징과 구조전환 시점 및 그 원인을 분석하고자 한다. 콜금리와 시장이자율(3년 만기 국고채 수익률, 3년 만기 회사채 수익률 등)간 관계의 구조변화가 통화정책의 운용방식 변경과 어떤 관련이 있는가를 규명하고자 한다. 특히 다음의 세 가지에 초점을 두고 분석하고자 한다. 첫째, 한국은행의 정책기조변경이 장･단기 이자율간 관계에 영향을 미쳤는가? 둘째, 한국은행의 정책기조변경을 시장에서 얼마나 빨리 파악하고 반응했는가? 셋째, 반응에서 나타나는 구조변화를 초래한 주 요인은 무엇인가? 금리중시 통화정책 운용의 성패가 정책금리와 시장이자율간 관계의 긴밀성과 안전성 여부에 크게 좌우된다는 관점에서 본 연구를 통해 현 통화정책 운용방식의 유효성 및 한계에 대한 시사점을 도출하고자 한다.

II. 1999년 이후 이자율 변화의 주요 특징

1. 이자율 변동성의 변화

본 논문에서는 단기 이자율 지표로서 1일물 콜금리를 사용하고 있으며 장기이자율로서는 3년만기 회사채 유통수익률과 3년만기 국고채 유통수익률을 사용하고 있다. 분석에 사용한 자료는 1992.1-2002.3월 기간의 1일물 콜금리, 3년만기 회사채수익률, 3년만기 국고채 수익률의 월별 관측치이다. 분석기간은 이자율 자유화 이후 기간을 선정하였다. 이 기간 동안에 나타난 이자율 수준 및 일차차분(first difference)으로 구한 이자율의 월간변화, 그리고 장단기 이자율간 차이인 금리스프레드의 변화에 나타난 특징을 [그림 1], [그림 2], [그림 3]에서 각각 보여주고 있다.

국고채 수익률 자료는 95년 5월부터 시작된다.

X-12 ARIMA에 의해 계절조정한 이자율 자료를 이용하여 월간 변화(first difference)를 구하였다.

[그림 ]     이자율 수준의 변화추이

[그림 ]     이자율 월간변화의 변동성

[그림 ]     금리 스프레드의 변화

2. 이자율 변동의 구조변화

이자율 변화에 관한 이상의 그림에서 관찰할 수 있는 주요한 특징은 외환위기를 전후하여 이자율의 변동성에 커다란 차이가 발생했다는 것이다. 위기 이전 기간에 비하여 위기 이후에는 변동성이 큰 폭으로 작아진 것으로 보인다. 이런 관찰은 이자율 변화에 구조전환이 발생했을 가능성을 시사하고 있다. 이에 우리는 전환회귀모형(switching regression)에 기초한 Goldfeld-Quandt 검정법을 이용하여 구조변화 발생한 시기를 파악하고자 한다. 이 방법에 따르면 특정 시계열의 구조변환 시점은 다음과 같이 포착한다. 표본기간이 [eqn: scale90t`]에서 [eqn: scale90T`] 까지 인 경우 구조변화가 발생한 시점이 s라는 전제하에서 추정기간을 [eqn: scale90t`]에서 [eqn: scale90s-1`]와 [eqn: scale90s`]에서 [eqn: scale90T`]까지의 두 기간으로 구분한 후 각 기간에 대한 추정에서 얻어지는 로그 우도(log likelihood) 값의 합을 구한다. 이런 방식으로 모든 가능한 [eqn: scale90s`]시점에 대하여 구한 로그 우도 값이 최대가 되는 s를 바로 구조변화가 나타난 시점으로 판단한다.  Goldfeld-Quandt 검정법을 사용하기 위해서는 해당 시계열에 대한 회귀모형을 먼저 설정해야 한다. 우리는 추정계수의 시계열에 대한 선험적 회귀모형을 설정해야 한다는 난제를 피하기 위해 편의상 AR(1) 모형을 사용하였다. 예를 들어 이자율의 일차차분의 경우는 일차차분 변수에 대한 AR(1) 모형을 이용하여 구조전환점을 포착한다. 분석결과는 [표 1]에 나와있다. 이자율 수준 변수의 구조전환점을 보면 단기 정책금리에 해당하는 콜금리는 99년 4월이며 3년 만기 시장 이자율은 두 경우 모두 97년 11월에 전환이 발생하였다. 이자율의 월간 변화의 경우 콜금리는 99년 3월, 장기이자율은 두 경우 모두 97년 10월에 구조전환이 일어났다. 장단기 이자율간의 차이인 금리 스프레드의 경우는 3년 만기 국고채의 스프레드는 99년 1월에 그리고 3년만기 회사채의 스프레드는 99년 11월에 구조전환이 발생한 것으로 나타났다.

미국의 경우 정책변경에 따른 이자율 반응의 구조변화 여부를 이 방법에 의해 분석한 대표적인 예로서는 Huizinga･Mishkin(1986), Antoncic(1986), Mankiw･Miron･Weil(1987), Walsh(1988), 등을 들 수 있다.  특히 Walsh는 추정모형에 포함되는 설명변수의 시계열적 특성에 따라서 종속변수의 구조변환시점에 관한 판단이 달라질 수 있다는 문제점을 지적하고 있다.

Walsh(1988)는 종속변수의 시차변수로 구성된 모형이 구조전환점을 포착하는데 유용하다는 것을 보여주고 있다.

[표 1]    이자율의 구조변화 시점

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1일물 콜금리	3년만기 회사채	3년만기 국고채3년

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이자율 수준	99:04	97:11	97:11

일차 차분	99:03	97:10	97:10

스프레드*	---	99:11	99:01

ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ

* 해당 금리와 콜금리간의 스프레드를 의미한다

이상의 분석결과에 근거하여 우리는 이자율 변화에 구조전환이 발생한 시기를 97년 11월로 파악하였다. 이 시점을 전후한 두 기간에 걸쳐 이자율 변화의 특성을 살펴보기로 하자.

단, 97년 11월부터 98년 12월 까지의 관측치는 특이항(outlier)에 해당한다고 간주하여 제외하였다.

[표 2]    이자율 변동성의 변화

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1일물 콜금리	3년만기 회사채	3년만기 국고채

92:01-97:10 99:01-02:03     92:01-97:10 99:01-02:03   92:01-97:10 99:01-02:03

ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ

수준변수     1.50        0.49            1.77        1.24         0.89       1.37

일차차분     0.99        0.20            0.49        0.46         0.41       0.50

스프레드*     -           -              1.36        1.14         1.47       1.29

ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ

* 해당 금리와 콜금리간의 스프레드를 의미한다

먼저 [표 2]는 표준편차로 측정한 장･단기 이자율의 변동성을 보여주고 있다. 우리의 주 관심은 변동성이 두 기간에서 차이가 있는가, 있다면 그 내용이 무엇인가 하는 점이다. 동 표에서 보듯이 1999년 이후 들어 이자율의 변동성이 감소했다. 특히 콜금리의 변동성은 큰 폭으로 축소되었다. 다만 3년 만기 국고채의 경우 변동성은 확대되었다.

[표 3] 이자율간 상관계수의 변화

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1일물 콜금리	3년만기 회사채

92:01-97:10 99:01-02:03     92:01-97:10 99:01-02:03

ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ

1일물 콜금리           1.00      1.00            0.29       0.36

3년만기 회사채         0.29      0.36            1.00       1.00

3년만기 국고채         0.21      0.32            0.97       0.99

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[표 3]에서 보듯이 이자율간의 상관계수가 99년 이후 증가하여 관계가 긴밀해졌음을 알 수 있다.

3. 이자율 변화의 지속성

시계열에 내재하는 지속성(persistence)의 파악은 여러 방식으로 할 수 있으나 여기서는 해당 변수에 대한 AR(1) 모형을 이용하고자 한다. 다만, 수준변수에 대한 추정결과는 계열상관 문제가 심각하여 일차차분 변수를 사용한다. [표 4]에 나타난 추정결과를 보면 단기금리의 지속성이 현저하게 증가하였음을 알 수 있다.

[표 4] 콜금리에 대한 AR(1) 모형 추정결과

종속 변수: [eqn: Delta`Call_t`]

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기 간	상수항	[eqn: Delta`Call_t-1`]	[eqn: R`^2`]	[eqn: D.W.`]

ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ

1992:01-1997:10	-.02(-.20)	.08(.72)	.01	1.97

1999:01-2002:03	-.01(-.48)	.70(6.69)	.55	1.88

ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ

* (  )는 [eqn: t`] 값을 나타낸다.

III. 실증분석

1. 반복회귀모형

본 절에서는 장･단기 이자율간 관계를 분석하고 있다. 특히 관계에 구조전환이 발생했는가, 했다면 그 시점은 언제이었는가를 파악하는 것이 주 목적이다. 이를 위해 우리가 사용한 분석모형은 다음과 같은 회귀식이다.

[eqn: Delta`R_t`=`alpha`+`beta`Delta`r_t`+`e_t`]   (1)

여기서 [eqn: R`]은 장기시장이자율, [eqn: r`]은 단기정책이자율을 나타낸다. 분석모형이 (1)과 같이 일차차분 형태로 구성된 이유는 수준변수를 사용하는 경우 강한 계열상관 현상이 나타나기 때문이며 실제로 장･단기 이자율 관계를 분석하는 대부분의 실증분석에서는 일차차분 형태의 변수를 사용하고 있다. [eqn: r`]의 지표로는 통화정책의 운용목표인 콜금리를 사용하였고, [eqn: R`] 변수로서는 회사채 수익률과 국고채 수익률을 이용하였다. 우리의 관심은 (1)에 나타난 추정계수, 즉 단기이자율에 대한 장기이자율의 반응계수인 [eqn: beta`]의 시간경로에 어떤 특징적인 변화가 있는지의 여부를 파악하는 것이다. 정책기조의 변화에 따라서 시장 이자율의 반응이 달라졌는지의 여부를 파악하고자 하기 때문이다. 이를 위해서는 (1)식을 분석기간 전체에 걸쳐 추정해서 얻어지는 추정계수 [eqn: beta`]의 시간경로를 도출한 뒤 이것에 구조변화가 있는지를 검정해야 한다. 두 가지의 방식을 사용할 수 있다. 하나는 관측치를 추가해가면서 추정을 반복해가는 반복 회귀(recursive regression 혹은 rolling regression)법을 이용하는 것이고 또 하나는 칼만필터 기법을 이용하여 시변계수(time-varying parameter)를 구하는 것이다. 본 논문에서 이용한 기본적인 방법은 반복회귀 방식이다. 이 방식에서 추정계수의 시간경로 [eqn: beta_t`]는 다음과 같이 구해진다. 추정계수의 수를 [eqn: k`]라 할 때 [eqn: k+1`]개의 관측치를 사용하여 추정계수에 대한 첫 번째 관측치를 구한다. 그 다음부터는 마지막 관측치 시점까지 관측치를 하나씩 연장해 가면서 추정을 반복하여 매 시점에서의 추정계수를 구한다. 이런 방식을 통해 구한 추정계수의 변화과정에 특징적인 변동이 나타나는 시점이 바로 구조변환이 발생한 시기에 해당한다.

대표적인 예로는 Cook･Hahn(1989), Thornton(1994, 1998) 등을 들 수 있다.

시변계수 모형은 다음 절의 민감도 분석에서 사용하고 있다.

이에 관한 대표적인 예로서는 Loeys(1985), Dwyer･Hafer(1989)를 들 수 있다.

(1)식을 추정해서 얻은 반응계수의 시간경로 [eqn: beta_t`] 중에서 회사채 수익률의 반응계수는 [그림 4]에서, 국고채의 경우는 [그림 5]에서 보여주고 있다. 육안으로 보더라도 98년을 전후하여 커다란 변화가 있었음을 알 수 있다. 그렇다면 실제로 구조변화가 발생했는가?

두 개의 점선은 95% 신뢰구간을 표시한다.

[그림  ]     회사채수익률의 콜금리에 대한 반응계수의 변화

[그림  ]     국고채수익률의 콜금리에 대한 반응계수

반응계수의 구조변환 시점

[그림 4]와 [그림 5]에 나타난 반응계수의 시계열에 어떠한 구조변화가 발생했는가를 분석하기 위해 앞에서 설명한  Goldfeld-Quandt 검정법을 이용하였다. 두 경우 모두 추정계수의 시간경로인 [eqn: beta_t`] 시계열에 대한 AR(1) 모형을 이용하였다. 분석결과 회사채 수익률의 경우 전환시점은 1999년 3월이며 국고채의 경우는 1998년 10월이었다. 흥미있는 사실은 두 이자율 변화에서 구조전환이 이루어진 시점이 한국은행이 물가안정목표제에 입각하여 정책을 운용하기 시작한 2000년 이전 시점이라는 점이다.

2. 민감도 분석

본 절에서는 앞에서 얻은 결론이 추정방법 및 모형설정에 따라 달라지는지의 여부를 민감도 분석(sensitivity analysis)을 통해 검증하고자 한다. 두 가지 관점에서 접근한다. 하나는 분석방식을 달리하는 것이고 또 하나는 (1)식의 설정을 변경하는 것이다.

칼만 필터

먼저 추정방법의 변화에 따른 결과의 차이 유무를 알아보기 위해 다음과 같은 상태공간 모형을 구성한 뒤 이로부터 얻어지는 반응계수 [eqn: beta_t`]의 시간경로에 나타난 특징을 앞의 내용과 비교하였다. 모형은 다음과 같다.

[eqn: DeltaR_t`=`alpha`+`beta_t``Deltar_t`+`e_t`]   (2)

[eqn: beta_t`=`rho`beta_t-1`+`v_t`]      (3)

(2)식은 장･단기 이자율 관계를 나타내는 관측방정식이며 (3)은 추정계수의 時變 특징을 나타내는 상태방정식이다. 이런 유형의 실증분석에서는 추정계수의 전이방정식을 나타내는 (3)식을 대부분 임의보행 형식으로 처리되고 있으나 이런 가정이 너무 엄격하다는 판단 아래 우리는 AR(1) 모형을 사용하였다. 이렇게 구성된 두 개의 방정식 체계를 칼만 필터기법에 의해 추정하여 추정계수의 시간경로를 구할 수 있으며 그 결과를 [그림 6]에서 보여주고 있다. (가)는 회사채 수익률의 반응계수이고 (나)는 국고채의 반응계수로서 각각 1기 앞 예측치(one-step ahead forecast)를 나타내고 있다. 외견상 [그림 4], [그림 5]와 기본적인 차이가 없음을 알 수 있다.

대표적인 예로서는 Garbade･Wachtel 1978, Antoncic 1986, Hafer･Sheehan 1990,  Lombra 1994, Kearney 1996 등을 들 수 있다.

[그림 ]     칼만필터를 이용해 구한 반응계수의 변화

시간경로에 나타난 특징을 구체적으로 파악하기 위해  Goldfeld-Quandt 검정을 실시한 결과 회사채와 국고채 모두 공통적으로 1999년 3월에 구조전환이 발생한 것으로 나타나서 앞의 결론과 기본적인 차이가 없음을 알 수 있다. 따라서 구조전환 시기의 판정은 추정방법에 영향을 받지 않는 것으로 판단할 수 있다.

불확실성의 영향

금융시장의 불확실성은 금융자산의 가격변화에 영향을 미치는 중요한 요인이다. 이 점을 반영하여 (1)식의 기본모형에 불확실성을 나타내는 변수를 추가했을 때 결과에 차이가 나타나는지를 분석하였다. 시장의 불확실성을 나타내는 변수로서는 장기이자율에 대한 GARCH(1,1) 모형을 통하여 구한 조건부 분산을 사용하였으며 해당 모형은 다음과 같다.

이자율에 관하여 이런 모형을 사용한 예로서는 김규한･이명훈(1999)을 들 수 있다.

[eqn: Delta`R_t`=`alpha`+`beta`Delta`R_t-1`+`epsilon_t`,``````epsilon_t`` SIM N`(0`,`h_t^2`)`]  (4)

[eqn: h_t^2`=`c_0`+`c_1`epsilon_t-1^2`+`c_2`h_t-1^2`]          (5)

이자율 변동의 불확실성을 나타내는 지표는 위 모형을 추정하여 구한 [eqn: h_t^2`]의 시계열이다. 이 지표를 (1)식에 추가하면 기본 모형은 다음과 같이 변형된다.

[eqn: Delta`R_t`=`alpha`+`beta`Delta`r_t-1`+`gamma`h_t^2`+`e_t`]     (6)

이론적으로 (6)에서 [eqn: gamma`>`0`]을 예상한다. 회사채 수익률에 대한 (6)식의 추정결과를 보면 불확실성의 증대는 이자율을 상승시키는 작용을 하며 통계적으로도 유의성을 갖고 있다. 반면에 국고채의 경우는 부호도 반대이며 유의성도 없는 것으로 나왔는데 이것은 국고채가 무위험 채권이라는 특성을 반영한 것이라 해석할 수 있다. 앞에서와 동일한 방식으로 반복 회귀를 통해 (6)으로부터 추정계수 [eqn: beta_t`]의 시간경로를 구할 수 있으며 [그림 7]에서 결과를 보여주고 있다. (가)는 회사채 수익률의 반응계수이고 (나)는 국고채의 반응계수이다. 각각에 대하여 구조전환 검정을 실시한 결과 회사채 수익률의 반응은 99년 3월에 전환이 발생했으며 국고채의 경우는 98년 11월인 것으로 나타났다. 따라서 우리는 이 경우에도, 특히 회사채의 반응의 경우, 앞에서 얻은 결론과 질적인 차이가 없음을 확인할 수 있다.

[그림 ]     불확실성을 고려한 모형에서의 반응계수

III. 구조변화의 원인 분석

정책금리에 대한 시장금리의 반응계수인 [eqn: beta_t`]의 시간경로에 영향을 주는 요인은 무엇이며 구조전환이 98년 말기(10월) 혹은 99년 초(3월)에 발생한 이유는 무엇인가? 본 절에서는 이 점에 관해 분석하고자 한다. 우리는 한국은행이 2000년부터 물가안정목표제를 실시하면서 정책운용 방식을 변경한데서 해답을 찾고자 한다.

통화당국이 물가안정목표에 대한 강한 의지를 가지고 정책을 운용하며 운용목표로서 콜금리를 사용한다고 하자. 이 경우 민간경제주체들은 콜금리의 변화를 통해 통화당국의 정책의사를 파악하게 될 것이다. 시장 이자율 역시 마찬가지로 콜금리의 변경에 대응하여 변하게 된다. 그리고 통화당국의 물가안정목표제에 대한 의지가 강하며 이에 대한 민간의 인식이 명확할수록 시장이자율은 다른 변수들보다는 콜금리에 더 강한 영향을 받게 되고 그 관계 또한 안정적이 될 것이다. 따라서 우리는 통화당국의 물가안정목표에 대한 의지가 강할수록 반응계수 [eqn: beta_t`]의 변동은 축소될 거라는 가설을 설정할 수 있다. 이상의 내용은 다음과 같은 변형된 Taylor 원칙을 이용하여 설명할 수 있다.

[eqn: Delta`r_t`=`a_0`+`a_1`(pi_t`-`pi^*`)`+`e_t`]   (7)

여기서 [eqn: r_t`=`]콜금리, [eqn: pi_t`,`pi^*`=`]각각 인플레이션율과 그 목표치를 나타낸다. (7)식에서 [eqn: a_1`]는 인플레이션 갭에 대한 통화당국의 반응정도를 나타내므로 물가목표 달성에 대한 의지가 강할수록 [eqn: a_1`] 값은 커질 것이다. 우리가 위에서 제시한 가설은 [eqn: a_1`] 값이 커질수록 (1)식에 구한 [eqn: beta_t`] 값의 변화가 적어진다는 것을 의미한다.

검정가설 :  [eqn: {partial`Delta`beta_t}over{partial{a_1}_t}`<`0`].

이 가설의 검정은 2단계를 거쳐 이루어진다. 첫째, (7)식에 대한 반복 회귀모형을 이용하여 [eqn: a_1`]에 대한 시간경로인 [eqn: {a_1}_t`]를 도출한다. 둘째, 이렇게 구한 [eqn: {a_1}_t`]를 설명변수로 하고 (1)에서 구한 [eqn: beta_t`]의 일차차분을 종속변수로 하는 (8)식과 같은 회귀모형에서 [eqn: c_1`<`0`] 여부를 검정하면 된다.

[eqn: Delta`beta_t`=`c_0`+`c_1{a_1}_t`+`e_t`]   (8)

먼저 (7)식의 추정결과는 다음과 같다. ( )는 [eqn: t`] 값을 표시한다.

[eqn: scale90pi_t`]는 소비자물가지수의 증가율이며 [eqn: scale90pi^*`=`pi_t-1`]을 이용하였다([eqn: scale90pi_t+1`]을 이용하는 경우 [eqn: scale90a_1`]의 부호가 반대로 나왔다). 그리고 종속변수의 수준변수를 사용하는 경우 강한 계열상관의 문제가 나타나서 일차차분을 사용하였다.

[eqn: Delta`call_t`=&`-.10`+`1.64`(pi_t`-`pi^*`)``##&(-.93)```(1.56)`]

[eqn: R^2`=`.02`,````D.W.`=`1.48`], 기간 = 1992:01-2002:03

이 식에서 구한 [eqn: {a_1}_t`]를 이용하여 (8)식을 추정한 결과를 [표 5]에서 보여주고 있다.

[표 5]   (8)식의 추정결과

ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ

종속변수	회사채 수익률	국고채 수익률

1992:04 - 2002:03	1996:02 - 2002:03

ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ

[eqn: {a_1}_t`]	-.007(-2.11)	-.001(-.36)

[eqn: R^2`]	.04	.002

[eqn: D.W.`]	1.92	1.69

ꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏꠏ

[표 5]에서 보면 회사채 수익률의 경우 가설에서 제시하는 바와 같이 [eqn: c_1`<`0`]이면서 통계적으로 유의하게 나왔다. 인플레이션 갭에 대해 통화당국이 강하게 반응하여 콜금리를 조절할수록 시장이자율과 콜금리간 관계가 안정적으로 변해왔다는 것을 의미한다.  반면에 국고채 수익률의 경우 통계적 유의성은 없지만 부호는 가설에 부합되는 형태이다. 이상을 종합하면 [표 5]의 내용은 본 논문에서 제시한 가설을 지지하고 있다고 결론지을 수 있다.

IV. 요약 및 정책적 시사점

지금까지의 분석결과로부터 우리는 서론에서 제기한 세 가지 의문에 대한 답을 다음과 같이 제시할 수 있다. 첫째, 외환위기를 전후하여 단기 정책금리와 장기 시장이자율간 관계에 구조변화가 발생하였으며 그 시점은 1998년 말 - 1999년 초였다. 둘째, 정책운용 방식의 변화에 따라 시장도 신속하게 적응하여 반응방식이 달라졌다. 셋째, 장･단기 이자율간 관계의 변화를 초래한 한 원인으로서 통화정책 기조의 변경을 들 수 있다. 2000년부터 한국은행이 물가안정목표제를 실시해오면서 물가안정에 대한 통화당국의 의지가 강할수록 장･단기 금리간 관계의 변동 폭이 적어지고 안정적인 양상을 보여온 것으로 나타났다.

이러한 분석결과는 현재와 같이 콜금리를 운용목표로 하는 정책운용 방식이 시장 이자율 변화에 대하여 긍정적이고 강력한 신호효과를 지니고 있음을 보여주는 것이라 해석할 수 있다.

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