通貨政策 信號效果의 有效性

金亮宇*, 姜太秀**

최근 주요 선진국의 중앙은행은 □투명성□과 □책임성□을 제고함으로써 통화정책의 신뢰성 및 유효성을 높이기 위한 정책적 노력을 크게 강화하는 경향을 보이고 있다. 그런데 정부가 수시로 통화정책방향을 언급함으로써 금융시장에 영향력을 행사하고 금융시장도 정부의 영향력을 인지하는 상황에서는 중앙은행이 통화정책과 관련하여 합리적 신호를 발송하더라도 시장기대를 통제함에 있어 제약을 받게 된다. 본고에서는 이처럼 정부가 통화정책관련 신호를 시장에 수시로 발송할 경우 금융시장 및 통화정책 효율성에 미치는 영향을 우리나라의 자료를 토대로 분석하였다.

실증분석 결과 정부의 통화정책관련 신호발송을 통한 시장개입이 있을 경우 실제로 금리변동성이 높아지게 되고, 통화당국이 당초 의도했던 정책목표와의 괴리가 커짐으로써 물가 및 실물경제의 안정을 달성하기 위한 통화정책의 효율성이 크게 저해받는 것으로 나타났다. 이는 정부가 금리정책 관련 발언을 자제할 경우 시장기대의 안정을 통해 경제의 불확실성이 크게 줄어드는 효과가 있어 그만큼 通貨政策의 效率性이 높아질 수 있음을 시사한다고 하겠다.

핵심주제어 : 통화정책, 신호효과, 시장기대, 독립성, 상태공간모형, GARCH, 확률적 모의실험, 정책효율성

*  한국은행 정책기획국 부국장

** 한국은행 정책기획국 차장

*** 저자들은 연구과정에서 유익한 논평을 해주신 한국은행 특별연구실 세미나 참석자 여러분께 감사 드림. 또한 계량모형분석에 도움을 준 이동진 조사역에게도 감사를 표함. 본고의 내용은 집필자들의 개인의견으로서 한국은행의 공식견해를 나타내는 것은 아님

I. 檢討背景

한국은행의 월별 통화정책방향 공표에 즈음하여 黨·政관계자들이 금리관련 발언을 하게 되면 금융시장참가자가 향후 콜금리 향방에 대해 □한국은행이 의도하지 않는 期待□를 형성하게 되어 결과적으로 금리 움직임이 증폭되는 부작용을 초래하는 경우가 종종 발생하고 있다. 2001.10.11일 금융통화위원회의 콜금리목표 □현 수준 유지 결정□ 직후 □금리인하 효과에 대한 회의적인 견해□가 보도되자 시장참가자들이 이를 □통화정책기조 변경□으로 확대 해석하는 가운데 채권수익률이 큰 폭 상승한 것은 그 대표적인 예라 할 수 있다. 이와 같은 시장금리 급등세는 2001.10.12일 한국은행의 채권시장 안정대책 등에 힘입어 점차 진정되었다.

) <부록 1> 정부 및 한국은행의 주요 정책신호발송 일지 참조

상기사례는 금융시장과 직접적이고 긴밀한 접촉기회를 갖기 어려운 정부관계자가 □개인의 견해□임을 전제로 하더라도 금리관련 신호(signal)를 중앙은행과 사전조율 없이 수시로 시장에 전달하는 경우 시장참가자들과 통화당국간에 정보비대칭성(information asymmetry) 문제가 더욱 심화되고 나아가서는 시장참가자들이 부담해야하는 리스크가 추가로 증가함으로써 시장금리 변동이 증폭될 우려가 있음을 보여주는 한 예이다.

<그림 1>     2001.10.11일 전후 정부 및 한국은행 발언에 따른 금리변동성추이

정보비대칭성이 초래하는 부작용에 대응하여 최근 주요국 중앙은행들은 통화정책 관련 의사결정내용 공개문제에 있어 종래 □비밀주의□에서 벗어나 가능한 한 보다 많은 정보를 적기에 전달하여 통화정책의 □투명성□을 높이고 이를 바탕으로 경제주체들로부터 신뢰를 얻기 위한 노력을 강화하는 추세를 보이고 있다. 이는 미래 금리변동에 관한 경제주체들의 기대형성과정에 중앙은행이 영향력을 행사할 수 있는 지의 여부가 통화정책의 유효성을 확보할 수 있는 관건이 되기 때문이다. 그러나 금융시장은 그 속성상 금리관련 뉴스에는 민감하게 과잉반응(over-reaction)을 보이는 경향이 있다. 따라서 정부가 중앙은행과는 상이한 신호를 보낼 경우 시장참가자들의 期待가 왜곡되어 결과적으로 중앙은행이 기대하는 통화정책의 효과가 나타나지 않을 가능성이 크다.

) Blinder, et al. (2001) 참조

이에 따라 본고에서는 중앙은행의 통화정책 운용과정에서 정부가 중앙은행의 의도와는 다른 금리정책관련 신호(signal)를 금융시장에 발송하는 경우 나타날 수 있는 부작용과 통화정책의 효율성에 미치는 영향 및 시사점에 대해 검토해 보고자 한다.

Ⅱ장에서는 정보의 비대칭이 존재하는 상황에서 중앙은행의 역할에 대해 고찰하였다. Ⅲ장에서는 정부의 통화정책관련 신호발송이 시장금리의 변동성에 어떠한 영향을 주는지를 다양한 계량기법을 통해 분석하는 한편 정책개입신호로 인한 금리변동성의 변화가 통화정책의 효율성에 어떠한 영향을 주는지를 확률적 모의실험(stochastic simulation)을 통해 분석하였다. 마지막으로 Ⅳ장에서는 본고의 분석결과를 정리하고 정책적 시사점을 도출하였다.

II. 情報非對稱性下에서 中央銀行의 役割

1. 통화정책 파급경로와 시장기대의 역할

1998.4월 한국은행법 개정으로 통화정책 운용방식이 종래의 중간목표 관리체제(intermediate target regime)에서 단기금리조절을 통해 직접 인플레이션 목표달성을 도모하는 물가안정목표제(inflation targeting regime)로 이행되었다. 이에 따라 통화정책이 금융시장을 통해 실물경제로 파급되는 과정에서 시장참가자들이 형성하게 되는 期待(market expectation)의 중요성이 더욱 증대되었다. 특히 물가안정목표제하에서는 중간목표 관리체제에 비해 시장참가자들이 통화정책방향을 예측하는 데에 어려움이 가중되는 등 중앙은행과 시장간의 정보비대칭성이 과거보다 심화되고 있다. 아울러 통화정책관련 각종 정보에 대한 입수·해석능력에 따라 시장참가자들간에도 정보비대칭성이 심화되고 있어 통화정책에 대한 시장기대의 중요성은 갈수록 증대되고 있다.

이제까지의 통화정책 파급메커니즘 분석에서는 <그림 2>에서 보듯이 市場期待를 시장금리, 자산가격, 환율 등과 같은 별개의 독립된 파급경로 가운데 하나로 파악하여 왔으나 최근에는 중앙은행의 통화정책과 실물경제활동간 연결고리(link)로서 市場期待의 중요성에 대해 공감대가 형성되기 시작하고 있다.

) 이에 대해 Blinder, et. al. (2001)은 시장기대를 강아지의 목줄에 비유하여 주인(중앙은행)의 명령을 강아지(실물경제)에게 전달하는 역할을 수행하는 것이라고 하였다.

<그림 2>

기존에 논의되어 온 통화정책 파급경로

최근 시장기대 역할을 강조하는 통화정책 파급경로

이와 같이 시장기대의 역할이 강조되는 최근의 파급경로 연구에 따르면 정부가 통화정책과 관련된 발언을 통해 시장에 신호를 보낼 경우 시장기대 형성과정에 유의적인 영향을 미칠 수 있으며 동 신호가 중앙은행의 의도와 상충되는 경우 시장기대가 왜곡되는 부작용이 나타날 소지가 크다고 볼 수 있다.

통화정책에 대한 최종 책임이 중앙은행에 있다고 하더라도 정부가 중앙은행과 상반된 신호발송을 통해 통화정책 결정에 영향을 주고자 하는 경우 시장참가자들은 중앙은행과 정부가 발송하는 신호 가운데 어느 것이 보다 영향력이 큰 지를 가늠해야 하는 부담을 지게 된다. 비록 법과 제도상으로는 중앙은행의 독립성이 규정되어 있더라도 관행상 이와 같은 행태가 지속되면 중앙은행에 의한 주도적인 통화정책 수행은 불가능하게 될 뿐만 아니라 시장의 기대가 중앙은행의 의도와 달리 왜곡됨으로 인해 적절한 통화정책의 효과를 기대할 수 없게 되는 것이다. 주요 선진국의 경우 정부가 금리관련 코멘트를 자제하는 가운데 정책수행의 □투명성(transparency)□을 인정받고 있는 □독립적이고(independent)□ □책임성(accountable)이 높은□ 중앙은행에 의한 주도적인 통화정책수행을 존중해주고 있는 이유도 정부의 개입성 발언이 시장기대 형성을 왜곡시킬 소지가 크기 때문일 것이다.

2. 정부의 신호발송(signaling)과 시장기대의 왜곡

통화정책의 파급 메커니즘 작동에 있어 최근과 같이 시장기대의 역할이 크게 증대된 상황에서는 중앙은행이 금융시장과 상호 원활한 의사소통(communication)을 유지하는 가운데 통화정책방향에 대한 시장참가자들의 기대를 적절히 조절해야 할 필요성이 커진다. 아울러 시장참가자들도 중앙은행의 정책의도를 잘못 해석할 경우 기회비용이 매우 크다는 점을 고려하여 □중앙은행처럼 생각하는 방식□을 체득하는 것이 도움이 된다. 특히 중앙은행은 통화정책 방향과 부합하는 시장기대가 형성되도록 유도하기 위해 중앙은행의 행동만을 관찰해 가지고는 짐작하기 어려운 □정보 및 정책의도□ 등이 담긴 信號를 시장에 적극 발송해 주는 것이 필요하다.

정보이론의 관점에서 볼 때 중앙은행이 시장참가자들에게 통화정책 관련 정보를 발송하는 행위(signaling)는 중앙은행과 시장참가자들 사이에 존재하는 정보비대칭성 문제를 완화시키는 효과가 있다. 또한 신호발송행위는 통화정책관련 정보획득면에서 보더라도 금융시장과 보다 밀착되어 있는 중앙은행이 정부에 비해 우월하다는 점을 시장에 주지시켜 시장으로 하여금 중앙은행이 의도하는 시장기대를 형성하도록 유도하고 이를 통해 통화정책의 유효성을 제고하는 데 기여할 수 있다. 뉴질랜드 중앙은행의 경우에서 보듯이 주요 선진국 중앙은행은 신호발송을 위한 나름대로의 최적수단을 확보하기 위해 노력하고 있다.

) ... to ensure that we have the most effective possible methods for "signaling" the level of monetary conditions we are (we are not) comply with. ("Monetary Policy Implementation and Signalling," Reserve Bank of New Zealand Discussion Document, 1997.3)

그러나 중앙은행이 시장 및 정부에 비해 통화정책관련 정보면에서 우위에 있다는 것을 시장참가자들이 인식하고 있는 상황이라 하더라도 정부가 중앙은행과 상반된 신호를 발송할 경우 시장참가자들의 기대는 심각하게 왜곡될 가능성이 크다. Shiller(2000)는 Asch(1952)와 Milgram(1974) 등의 실험연구결과를 토대로 어떤 사안에 대해 다수의 견해(majority view)나 정부당국 등 권위를 인정받고 있는 주체(authorities)의 의견이 일단 개진된 경우 비록 동 의견이 □분명한 사실에 바탕을 둔 판단□(matter-of-fact judgement)과 상충되는 점이 있을지라도(소위 silly signal) 한 개인의 입장에서는 이를 그대로 믿고 자신의 견해로 수용하려는 성향이 강하게 나타날 수 있다고 주장하였다. 특히 대부분의 시장참가자가 이러한 경향을 보이게 되면 군중심리행태(herd behavior)가 나타나게 된다. 주식시장의 □비이성적 과열현상□(irrational exuberance)도 그 대표적인 예라고 할 수 있다.

Asch(1952)는 다수인의 견해가 일단 개진된 후 이것이 개인의 의사결정에 미치는 영향을 분석하였는 바 그가 실시한 실험방법은 다음과 같다. 실험목적상 실험주관자(experimenter)의 사전지시를 받은 7∼9인의 실험보조 공모집단(confederate)내에 이와 같은 사전지시 사실을 전혀 모르는 실험대상자(subject) 1명을 투입한다. 그 다음 12개의 질문에 대해 공모집단의 답을 모두 청취하도록 한 후 실험대상자 자신의 답을 사람들 앞에서 발표하는 실험을 실시한다. 아울러 공모집단에게는 12개 질문 가운데 7개에 대해 의도적으로 틀린 답변을 하도록 사전에 지시한다. 실험결과 자신이외의 모든 사람들이 명백하게 틀린 답을 하고 있는 상황(majority view)하에서 실험대상자 가운데 1/3정도가 공모집단이 제시한 틀린 답을 추종하고 있는 것으로 나타났다. 이는 무언의 사회적인 압력이 개인의 판단에 절대적인 영향을 미칠 수 있음을 보여주는 사례이다.

반면 Milgram(1974)은 실험대상자로 하여금 한 개인(실험보조공모자)에게 가상의 전류충격을 가하도록 하는 실험을 통해 권위에서 나오는 힘이 개인의 의사결정에 미치는 영향을 분석하였다. 실험과정을 살펴보면 우선, 실제로는 전류충격이 전혀 가해지지 않는 가운데 실험공모자가 마치 실제로 전기충격을 받고 있는 것처럼 고통을 호소하며 실험대상자에게 이를 중지시켜줄 것을 요구하는 상황을 연기하도록 한다. 다음으로 전문가인 실험주관자가 동 충격이 피부손상을 초래하지는 않는다면서 실험대상자로 하여금 실험을 계속하도록 유도한다. 동 실험의 결과 대부분의 경우 실험대상자는 실험주관자의 전문성을 믿고 전류충격을 계속 가하게 되는 사실을 발견하였다. 이러한 실험은 □권위에서 나오는 힘□(power of authority) 또는 □권위에 대한 신뢰(reliability)□가 개인의 판단에 결정적인 영향을 미치게 될 수 있음을 보여주는 중요한 사례로 자주 인용되고 있다.

2001.10.11일 채권수익률 급등사례도 이와 같은 맥락에서 이해할 수 있다. 즉, 시장참가자들이 정부가 영향력 행사면에서 중앙은행보다 우위에 있다는 인식을 가지고 있는 가운데 대다수가 의사결정에 있어서 합리적인 판단자료보다는 정부발표를 더 신뢰함으로써 동 신뢰를 바탕으로 내린 자신의 결정을 맹목적으로 과신하는 현상(over-confidence phenomenon)의 한 사례로 볼 수 있다.

이는 정부가 수시로 통화정책방향을 언급함으로써 금융시장에 영향력을 행사하고 금융시장도 정부의 영향력을 인지하는 상황에서는 중앙은행이 통화정책과 관련하여 합리적 신호를 발송하더라도 시장기대를 적절히 유도하는 것이 매우 어려울 수 있다는 점을 시사하고 있다.

한편 중앙은행이 표출하는 信號에 □진정한 정책의도가 담겨있다□는 점을 시장에 확신시키기 위해서는 통화정책의 透明性(transparency) 제고가 선결과제이다. 정책투명성은 경제전망, 경제동향분석, 정책평가 및 향후 정책방향 등 중앙은행의 통화정책과 관련된 정보를 평소에 경제주체들에게 적극적으로 전달하려고 노력했던 과거 실적(past track-record)이 쌓이면서 높아지는 것이다. 이러한 관점에서 최근 정책투명성 제고가 통화정책의 효율성과 유효성 확보에 관건이 됨을 보여주는 연구가 활발하게 진행되고 있다. Tabellini(1987)는 중앙은행 정책 반응함수의 parameter 분석을 바탕으로 政策透明性 감소가 페더럴펀드금리의 변동성을 증대시키고 나아가서는 여타 중장기 금리의 변동성도 증대시킬 수 있다는 점을 이론적으로 입증하였다. Faust & Svensson(1998)에 의하면 정책의 투명성이 높아질 경우 시장참가자들이 중앙은행의 목적함수를 보다 정확히 유추할 수 있게 되고 정책반응함수(policy reaction function 또는 金利準則) 분석을 통해 통화정책결정과정을 더욱 세밀히 관찰할 수 있게 된다. 이에 따라 각국 중앙은행은 정책투명성을 높이는 데 많은 노력을 기울이고 있는 바,  예컨대 미 연준은 2000.1월부터 향후 정책변경 발생 및 시기에 대한 금융시장의 혼동과 투기소지를 제거하기 위해 모든 정책변경 직후, 그리고 심지어 변경이 없더라도 모든 FOMC 회의 직후 이를 공표한다는 新節次를 발표하는 등 透明性을 획기적으로 제고시킨 바 있다.

) ... a statement regarding the likelihood of a future increase or decrease in the targeted federal funds rate (FRB, □Modifications to the FOMC's Disclosure Procedures", 2000.1.19)

통화정책관련 신호발송주체를 중앙은행으로 단일화해야 할 필요성은 각국의 환율정책 운용시 정부와 중앙은행이 직면해 있는 문제점을 살펴보면 더욱 분명해진다. 대부분의 국가에서 환율정책은 그 운용의 주 책임이 정부에 있으나 중앙은행도 통화정책 수행시 직·간접적으로 환율정책과 연관을 맺고 있어 결국 책임분담(shared responsibility)의 형태로 운용되고 있다. 중앙은행은 환율정책 결정권한이 없을 뿐만 아니라 환율정책관련 정보의 유일한 전달자도 아니며 중앙은행의 환율관련 언급은 통화정책 수행과 연관된 정부 환율정책에 대한 평가로 국한되는 것이 통례이다. 하지만 통화정책의 독자적인 운용여지가 없는 극단적인 고정환율제의 경우(currency board, dollarization 등)가 아니라면 중앙은행도 환율동향이 통화정책 수행에 미치는 영향에 대한 견해를 분명히 밝힐 필요가 있다.

그런데 일본 및 과거 유럽 주요국가의 사례들을 보면 정부와 중앙은행이 환율과 관련하여 빈번하게 상충된 언급을 하고 이로 인해 갈등이 초래되면 이는 시장참가자들에게 경쟁적인 신호(competing signal)로 전달되는 바 이 과정에서 신호오류(silly signal) 문제가 발생할 가능성이 증대하게 된다.

) 신호오류에 대한 보완설명은 <부록 2> 참조

이처럼 정부와 중앙은행간에 책임분담(shared responsibility)이 용인되는 환율정책 운용시에도 시장과의 의사소통에 문제가 종종 발생할 수 있다. 마찬가지로 금리정책 결정에 대한 단독책임(sole responsibility)이 법상 중앙은행에 부여되어 있다고 하더라도 아직 시장에서 이와 같은 인식이 충분히 공감되고 있지 못한 상황에서 정부가 중앙은행과 상이한 신호를 송출하게 되면 부작용이 초래될 우려가 있다고 하겠다.

Ⅲ. 政府의 政策信號發送이 通貨政策의 效率性에 미치는 影響 分析

물가안정목표제하에서의 중앙은행은 금리수준 조절을 통해 물가안정 목표를 달성하는 것이 최우선 과제이다. 반면 정부는 물가외에도 경기 등 여타 정책목표의 달성을 위해 금리조정(특히 인하)을 중앙은행에 요구하거나 이를 시장참가자들에게 적극 홍보하고자 하는 인센티브를 가지게 된다. 이처럼 정부와 중앙은행간에 상충될 소지가 큰 금리정책 관련 信號들이 경쟁적으로 금융시장 참가자들에게 발송되는 상황에서는 시장참가자들이 부담해야 할 리스크가 커지게 되고 이에 따라 금리변동폭이 확대될 가능성이 크다.

1998. 4월 한은법 개정이후 2001. 11월까지 정부 및 산하연구기관 고위담당자 등의 금리정책과 관련한 언급을 보면 총 30여회의 언급 가운데 금리인상 필요성을 시사하는 발언은 단 두 차례에 불과하다. 반면 같은 기간중 한국은행은 인하 필요성 시사발언 9회, 인상 필요성 시사발언 7회, 당시 수준유지 시사발언 9회로 상황에 따라서 다양한 방향의 신호를 보내왔음을 알 수 있다. 이처럼 정부가 금리수준과 관련하여 금리인상을 선호하지 않는다는 강력한 신호를 지속적으로 내보내는 행태를 유지했던 점을 볼 때 정부신호에는 인플레이션 偏倚(inflationary bias) 문제를 야기시킬 소지가 있음을 알 수 있다. 즉, 정책당국이 예상치 못한 인플레이션을 유발하는 팽창정책을 통해 단기적으로 고용증대 등을 도모하려는 유인을 가지는 경우 일시적 효과는 있을 수 있으나 민간 경제주체가 정부정책을 신뢰할 수 없게 되는 정책의 □동태적 비일관성(dynamic inconsistency)□문제가 발생함에 따라 소기의 목적을 달성하지 못하고 장기적으로는 인플레이션만 초래하게 될 수 있는 것이다.

) <부록 1> 정부 및 한국은행의 주요 정책신호 발송일지 참조

) Kydland & Prescott (1977)

이에 따라 본장에서는 정부의 통화정책 관련 신호가 시장금리의 변동성을 심화시키는지의 여부를 다양한 실증분석기법을 이용하여 분석하였다. 또한 동 결과를 토대로 최적제어분석기법을 이용하여 궁극적으로 통화정책의 효율성에 미치는 영향도 분석하였다.

1. 政策信號發送이 金利變動性에 미치는 影響 分析

1-1. 상관계수를 이용한 분석

본절에서는 통화정책과 관련된 「정부당국자 발언」및 「한국은행 관계자 발언」과 시장금리 변동과의 단순상관관계 분석을 통해 신호의 영향을 파악하였다. 즉, 1998.4월 이후 2001. 11월까지 일별 「연합뉴스」 검색을 통해 콜금리 운용방향과 관련하여 정부 또는 한국은행으로부터 신호발송(signaling)이 있는 경우 □신호발송 후 2일간 시장금리의 누적변동폭([eqn: Delta r_t ``+`` Delta r_t+1])을 정부발송 신호와 한국은행발송 신호로 나누어 산출한 뒤 정책신호방향을 콜금리 인상(1), 현 수준 유지(0), 콜금리 인하(-1)로 구분하여 신호발생당시 시장금리 변동폭과 정책신호방향간의 상관계수를 시산하였다. 시산결과 정부발송 신호와 시장금리간의 상관계수가 한국은행발송 신호에 비해 더 높은 것으로 나타남으로써 시장은 분석기간중 정부의 정책신호발송에 대해 보다 더 민감하게 반응한 것으로 분석되었다.

) 이러한 분석은 Havrilesky(1988) 등에 의해 미연준의 신호효과를 분석하는 데 이용된 바 있다. Havrilesky(1988)는 연준의 통화정책에 정부가 행사하는 영향력의 정도를 측정하기 위해 □통화정책 정부신호지표□(SAFER: Signals from the Administration to the Federal Reserve)를 개발하였다. 그는 매주 Wall Street Journal에 게재되는 통화정책 관련 신문기사 건수를 단순합계하여 신문기사 내용이 □확장적 통화정책을 정부가 희망□하는 경우이면 SAFER의 값을 +1, 통화긴축을 희망하는 경우이면 -1, 그 밖에 다른 내용이면 0으로 정의하고 이를 이용하여 1964.1월부터 1994.5월까지를 대상으로 정부의 정책신호가 페더럴펀드금리에 미치는 영향을 분석하였다. 분석결과에 따르면 □통화정책 정부신호지표 3주간의 누적합계(SAFER3)□가 확장적인 통화정책을 시사했던 경우 페더럴펀드 금리가 대략 6bp (0.06%p) 하락하는 것으로 나타났다.

FFit - FFit-1 = 0.0104 - 0.0580*SAFER3

) 또한 분석당시 형성되어 있는 시장기대를 국면별(□현 수준 유지 및 인상□/□현 수준 유지 및 인하□)로 구분한 후 상관계수를 시산해 보았으나 유사한 결과가 나타났으며 시장금리 변동폭의 누적일수를 연장하더라도(3일 이상) 분석결과에는 큰 차이가 없었다.

<표 1>         시장금리변동과 정부·중앙은행의 정책신호간 상관관계

	절대값 평균
	한국은행신호	정부신호
회사채수익률	0.39	0.56
국고채수익률	0.28	0.51

또한 금리변동폭의 절대값 평균과 표준편차를 살펴보면 정부발송신호의 경우가 한국은행 신호의 경우보다 큰 것으로 나타나 정부의 개입성 신호발송은 시장금리 변동폭의 증대로 이어짐을 입증하고 있다.

<표 2>                       신호발생후 2일간의 금리변동성

(basis point)

	절대값 평균			표준편차
	한국은행신호	정부신호		한국은행신호	정부신호
회사채수익률	12	19		19	29
국고채수익률	12	18		15	23

아울러 신호발송 후 3일간의 일별 금리변동치([eqn: Delta r_t])의 절대값 평균을 시산한 <그림 3>을 보더라도 정부신호발송에 따른 금리변동성이 한국은행 신호발송시에 비해 눈에 띄게 큰 사실을 알 수 있다.

<그림 3>       정부 및 중앙은행의 신호발송에 따른 금리변동성 추이

이러한 분석결과는 1998년 한은법 개정을 통해 금리정책 운용권한이 한국은행에 있음이 제도상으로는 공식화되었으나 법개정 이후에도 정부당국자들의 금리관련 발언이 지속되는 가운데 실제 관행상으로는 시장참가자들이 아직도 정부, 정당 관계자들의 발언에 무게를 상대적으로 크게 두고 있어 통화정책의 효율적 운용이 제약받을 수 있음을 시사하고 있다.

1-2. 시장금리의 변동성 추출을 통한 분석

정부의 정책신호가 금리의 변동성을 심화시킨다고 할 때 이는 곧 금리의 변동이 펀더멘탈에 의한 것이 아닌 외적 교란요인에 의한 것임을 의미한다. 그러나 앞절에서는 시장금리의 구체적인 변동요인을 구분하지 않고 분석하였기 때문에 명확한 판단을 하기가 어렵다는 문제점이 있다. 따라서 정책신호의 금리에 대한 효과를 올바로 측정하기 위해서는 시장금리의 변동을 펀더멘탈에 기인하는 부분과 기타 외적 교란에 기인하는 부분으로 구분한 후 외적 교란에 의한 금리의 변동에 있어 정부 및 한국은행의 정책신호의 영향력을 분석하는 것이 바람직하다. 이를 위해 본절에서는 상태공간모형(State Space Model)을 이용한 칼만필터링(Kalman Filtering) 방법 및 일반화된 자기회귀조건부이분산모형(Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity: GARCH) 기법 등을 이용하여 시장금리에서 일시적 변동요인 부분을 추출한 뒤 정부 및 한국은행의 정책신호효과를 분석하였다.

⑴ 상태공간모형을 이용한 분석

분석을 위해 우선 시장금리([eqn: r_t])를 식 (1)과 같이 펀더멘탈 요인([eqn: r`_t^F])과 일시적 변동요인([eqn: r`_t^T])으로 분해하였다.

[eqn: r_t ~=~ r`_t^F ``+`` r`_t^T]                                                              (1)

[eqn: r`_t^F ~=~ delta `+`` r`_t-1^F ``+`` epsilon`_t^F]

[eqn: r`_t^T ~=~ phi ` r`_t-1^T ``+`` epsilon`_t^T]

여기서 [eqn: r_t]는 관찰가능변수로서 시장금리, [eqn: r`_t^F] 및 [eqn: r`_t^T]는 비관찰요인으로서 전자는 펀더멘탈요인에 의한 금리수준, 후자는 일시적 교란요인에 의한 금리수준을 나타낸다. 이는 일종의 Berveridge-Nelson 분해방식을 원용한 것으로서 [eqn: r`_t^F]는 확률적 추세수준(random walk with drift)을, [eqn: r`_t^T]는 일시적 순환요인을 의미한다. 식 (1)을 상태공간모형으로 전환하면 아래 식 (2)와 같이 나타낼 수 있다.

관측방정식 : [eqn: r_t ~=~ beta_t `` X_t]                                                     (2)

상태방정식 : [eqn: X_t ~=~ T_t `` X_t-1 ``+`` G_t ``u_t]

[eqn: beta_t] = (1 0 1), [eqn: X_t] = ([eqn: r`_t^F ~ delta ~ r`_t^T] )□, [eqn: u_t] = ([eqn: epsilon`_t^F ~ 0 ~ epsilon`_t^T])□

[eqn: T_t ~=~ pmatrix{ 1 & 1 & 0 # 0 & 1 & 0 # 0 & 0 & phi }], [eqn: G_t ~=~ pmatrix{ 1 & 0 & psi # 0 & 0 & 0 # psi & 0 & 1}]

한편 모형의 식별을 위해 [eqn: r`_t^F] 및 [eqn: r`_t^T]는 모든 기간에 걸쳐 상호독립([eqn: psi]=0)이라고 가정하였다. 동 모형은 Kalman-Filter 알고리듬을 이용한 최우추정법을 통해 파라미터를 추정하고 이 과정에서 관찰불가능한 [eqn: r`_t^F] 및 [eqn: r`_t^T]의 시계열을 구분하여 추출할 수 있게 된다.

1998.4∼2001.11월중 일별자료를 이용하여 추출된 [eqn: r`_t^T]를 종속변수로 하여 식 (3)과 같이 한국은행 및 정부의 정책신호에 대해 회귀분석을 실시하였다. 정책신호변수는 앞절과 유사하게 일별 「연합뉴스」상에 콜금리 운용과 관련하여 신호발송이 있을 경우 1, 그 외에는 0으로 구성된 dummy 변수를 사용하였다.

) 본고에서는 한국은행과 정부가 같은 날 동시에 신호를 발송한 경우는 제외하고 분석하였으나 실제로 분석기간중 이와 같은 경우는 두 차례에 불과하였고 그 중 한 차례는 같은 방향의 신호를 발송한 것이기 때문에 이를 포함하더라도 분석결과에 큰 차이를 보이지는 않을 것으로 판단된다.

[eqn: r`_t+1^T ``=`` alpha `+` sum from i=0 to 2 beta_i `` r`_t-i^T ``+`` sum from i=0 to 1 gamma_i ``d`_t+i^B ``+`` sum from i=0 to 1 delta_i ``d`_t+i^G ``+`` u_t]                              (3)

여기서 [eqn: d`_t^B]및 [eqn: d`_t^G]는 각각 한국은행과 정부의 정책신호를 나타낸다. 추정결과는 <표 3>과 같다. 표를 보면 한국은행이 발송한 신호가 금리변동성에 미치는 효과는 비유의적인 것으로 나타난 반면 정부가 발송하는 신호는 매우 유의적인 것으로 나타났을 뿐만 아니라 효과의 크기도 한국은행 발송신호의 경우에 비해 더 큰 것으로 나타났다. 이는 정부가 신호를 발송하였을 경우 한국은행 신호에 비해 시장의 변동성을 더욱 심화시키고 있음을 의미하는 것으로서 앞 절의 상관계수를 이용한 분석과 동일한 결과를 보여주고 있다.

) 이는 외생적인 충격으로 시장금리 변동성이 커질 경우 한국은행이 이를 안정화시키기 위해 적극 대응한 결과로도 해석할 수 있다.

<표 3>       한국은행·정부의 신호가 금리변동성에 미치는 효과 추정결과

(상태공간모형을 이용한 변동성)

	한국은행신호 계수(□)				정부신호 계수(□)
	당일	익일	누적		당일	익일	누적
회사채수익률	0.013 (0.23)	0.012 (0.25)	0.025 (0.26)		0.028** (0.01)	0.017* (0.09)	0.045** (0.01)
국고채수익률	0.008 (0.43)	0.014 (0.18)	0.022 (0.30)		0.022** (0.03)	0.018* (0.08)	0.040** (0.01)

주 : 1) ( )안은 확률값(p-value)을 나타냄

2) *, **는 각각 10%, 5%의 유의수준에서 귀무가설([eqn: H_0]: 신호가 변동성에 영향을 주지 않는다)이 기각됨을 의미

⑵ GARCH기법을 이용한 분석

시장금리 변동성의 대용변수로 활용될 수 있는 또 다른 일반적인 변수로는 동 금리의 조건부 분산을 들 수 있다. 본절에서는 GARCH(1,1) 방식을 이용하여 금리변동성을 추출한 뒤 앞 절의 식 (3)과 동일한 모형에 대한 회귀분석을 실시하였다. 추정결과는 <표 4>와 같다.

추정결과를 요약한 <표 4>에 따르면 정부가 향후 금리정책 운용방향에 대해 사전적으로 시장에 신호를 보내게 되면 이는 국고채 수익률의 변동성에 정(+)의 유의한 영향을 미치게 되나 한국은행이 발송한 신호는 유의한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 또한 계수 값의 크기를 비교해 볼 때 정부발송 신호의 경우 누적 계수값은 0.020으로 한국은행 발송신호의 경우(0.005)에 비해 월등히 큰 것으로 나타나 정부발송 신호가 한국은행에 비해 국고채수익률의 변동성을 더욱 심화시키는 것으로 나타났다. 아울러 회사채수익률의 경우 정부의 신호발송이 있은 후 첫째 날의 효과는 10%수준에서 유의적인 것으로 나타났으며 계수값 또한 정부신호가 한국은행신호에 비해 2배 이상 큰 것으로 나타나 정부발송 신호가 회사채수익률의 변동성에 더 큰 영향을 주고 있음을 알 수 있다.

이상의 결과는 앞서의 상태공간모형을 이용한 분석결과와 일관된 것으로서 통화정책관련 신호발송이 시장참가자들의 과잉반응(over-reaction)을 유발시켜 결과적으로는 시장금리의 변동성 확대로 이어지게 됨을 시사하고 있다.

<표 4>          한국은행·정부의 신호가 금리변동성에 미치는 효과 추정결과

(GARCH를 이용한 변동성)

	한국은행신호 계수(□)				정부신호 계수(□)
	당일	익일	누적		당일	익일	누적
회사채수익률	0.009 (0.81)	0.008 (0.82)	0.017 (0.95)		0.026* (0.08)	0.017 (0.25)	0.043 (0.12)
국고채수익률	0.002 (0.72)	0.003 (0.59)	0.005 (0.30)		0.012** (0.05)	0.008 (0.16)	0.020* (0.06)

주 : 1) 추정식 : [eqn: h`_t+1 ``=`` alpha `+` sum from i=0 to 2 beta_i `` h`_t-i ``+`` sum from i=0 to 1 gamma_i ``d`_t+i^B ``+`` sum from i=0 to 1 delta_i ``d`_t+i^G ``+`` u_t]([eqn: h_t]는 [eqn: r_t]의 조건부 분산)

2) ( )안은 확률값(p-value)을 나타냄

3) *, **는 각각 10%, 5%의 유의수준에서 귀무가설([eqn: H_0]: 신호가 변동성에 영향을 주지 않는다)이 기각됨을 의미

2. 信號發送에 따른 金利變動性 擴大가 通貨政策의 效率性에 미치는 影響 分析

앞절의 추정결과에서 보듯이 정부가 통화정책관련 신호를 임의로 시장에 발송할 경우 시장금리의 급변동을 초래할 수 있으며 이로 인해 중앙은행의 효율적인 통화정책 수행이 제약받을 수 있음을 의미한다. 본장에서는 이처럼 정부의 신호발송에 의해 시장금리의 변동성이 확대되었을 경우 동 변동성 확대가 통화정책의 효율성, 즉, 물가안정목표의 달성 및 실물경제의 안정에 어떠한 영향을 미치는 지를 확률적 모의실험(stochastic simulation)을 통해 분석하였다.

모의실험을 위해서는 중앙은행 통화정책 수행행태를 설명해주는 정책반응함수와 거시변수간의 관계를 나타내는 구조방정식을 설정하는 것이 필요하다. 본고에서는 중앙은행이 순수하게 물가안정만을 추구하는 것이 아니라 잠재성장률 수준에서 실물경제활동의 안정적 운용확보도 동시에 고려하면서 통화정책을 수행한다는 점을 감안하였다. 이에 따라 정책반응함수는 식 (4)와 같이 인플레이션갭 및 GDP갭의 움직임에 대응하여 중앙은행이 아래와 같이 콜금리를 운용하는 것으로 정의하였다.

[eqn: i_t ``=`` i_t-1 `+` beta_pi` [ pi`_t+k^e `-`{bar pi}_t+k ] ``+ `` beta_y ` [y_t `-` {bar y}_t ]]                                    (4)

여기서 [eqn: i_t]는 콜금리,  [eqn: y_t]는 실질GDP, [eqn: {bar y}_t] 는 잠재GDP, [eqn: pi`_t+k^e]는 k期 후의 인플레이션율 예측치이며,[eqn: {bar pi}_t+k]는 k期 후의 인플레이션 목표치를 나타낸다. 한편 경제구조방정식(system equation)은 아래 식 (4)와 같이 내생변수로서 소비자물가상승률([eqn: pi_t]), 실질GDP 성장률([eqn: Deltay_t]), 회사채수익률([eqn: r_t]), 원/달러환율([eqn: e_t]), 실질M3증가율([eqn: Delta (m `/` p)_t])과 외생변수로서 수입물가지수([eqn: p`_t^f]), 엔/달러환율([eqn: e`_t^￥]), 해외금리([eqn: i`_t^f]), 경상수지([eqn: ca_t]) 등으로 구성된 소규모 거시경제모형을 설정하였다.

[eqn: pi_t ~=~ alpha_0 `+` alpha_1 ``pi_t-1 ``+``alpha_2 ``(y_t - {bar y}_t ) ``+`` alpha_3 ``Delta m_t ``+``alpha_4 ``Delta(p`_t^f cdot ``e_t ) ``+`` u`_t^pi]                 (5)

[eqn: Delta y_t ~=~ beta_0 `+` beta_1 ``Delta y_t-1 ``-`` beta_2 ``(r_t `-` pi`_t^e ) ``+``beta_3 `` { LEFT ( m over p} RIGHT )_t ``+`` u`_t^y]

[eqn: r_t ~=~ gamma_0 ``+`` gamma_1 ``i_t ``-`` gamma_2 ``Delta left( m over p right)_t `+` gamma_3 ``pi`_t^e ``+`` gamma_4 ``Delta y_t ``+`` u`_t^r]

[eqn: e_t ~=~ delta_0 ``-``delta_1`e_t-1``+`` delta_2 `e`_t^￥ ``-`` delta_3 ca_t ``+`` delta_4` (i_t `-` i`_t^f ) ``+`` u`_t^e]

[eqn: Delta left( m over p right)_t ~=~ eta_0 ``-`` eta_1 ``Delta left( m over p right)_t-1 ``+`` eta_2 ``Delta y_t ``-`` eta_3``r_t ``+`` u`_t^m]

[eqn: r_t] : 회사채유통수익률   [eqn: e_t] : 원/달러 환율    [eqn: m_t] : 명목M3,     [eqn: ca_t] : 경상수지,

[eqn: i`_t^f] : LIBOR(3개월)    [eqn: e`_t^￥] : 엔/달러 환율,  [eqn: p`_t^f] : 수입물가지수,

모형의 추정은 1990.1/4∼2001.3/4 기간중 분기자료를 이용하였고 X-12 ARIMA를 이용하여 계절조정을 하였으며 금리 및 경상수지를 제외한 모든 자료는 로그를 취하여 사용하였다. 추정결과는 <부록 3>과 같다.

한편 정부의 금리정책관련 신호를 회사채수익률([eqn: r_t]) 추정식의 외부교란요인([eqn: u`_t^r])을 구성하는 다양한 충격가운데 하나로 파악([eqn: delta epsilon_t])하고 정책신호 발송시 다음 방식에 따라 회사채수익률(rt)의 변동성이 확대되는 것으로 설정하였다.

[eqn: u`_t^r ~=~ delta epsilon_t ``+`` nu`_t]        □t ∼ i.i.d.(0, 1), [eqn: nu`_t] ∼ i.i.d.(0, □2)                    (6)

정책신호가 없을 경우([eqn: epsilon_t `=`0], ´t) 회사채수익률식 오차항의 분산은 □2이나 정부가 정책신호를 발송하였을 경우는 □2+□2 로 정책신호가 없는 경우에 비해 변동성이 확대되게 된다.

상기방식으로 설정된 「정책반응함수」 및 추정된 「구조모형」을 결합하여 전망시계(k)별로 확률적 모의실험(stochastic simulation)을 시행한 후 □k-궤적(k-loci)□을 시산하였다. 구체적인 모의실험과정은 다음과 같다. 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 시행하였다. 모의실험의 일관성을 유지하기 위해서 동 모의실험을 100회 반복하여 이의 평균치를 분석결과로 사용하였다. 한편 k-궤적의 시산을 위한 GDP 및 인플레이션의 목표치와의 괴리도는 아래 식 (7)과 같이 평방자승평균오차(Root Mean Squared Deviation: RMSD)를 대용변수로 사용하였다.

) k-궤적이란 미래 (t+k期, 예를 들어 4분기후)의 인플레이션율이 정책당국의 목표치를 벗어날 것으로 예측될 경우 통화당국이 식 (4)와 같이 今期(t期)에 선제적으로 금리를 조정하는 金利準則을 따른다고 할 때 전망시계(k)가 길어짐에 따라(k=0, 1, … 8) 각 시차별로 얻어지는 GDP와 인플레이션의 목표치로부터의 괴리 정도(변동성)의 조합궤적을 나타낸다. 특히 통화정책의 최적시차 시산 등에 널리 활용되는 분석지표이다. k-궤적을 이용한 우리나라의 통화정책 최적시차 연구는 김양우(2001) 참조

RMSD□ = [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 `-` bar 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 `-` bar y_t } over { bar y_t }}}^2 }]

* D : 모의실험의 횟수,  T : 표본 갯수

<그림 4>는 각각 정부개입신호가 없는 경우와 개입신호가 발생하여 금리 변동성이 확대되는 경우(여기서는 □=0.1로 가정)의 k-궤적을 보여주고 있다. 그림에서 보듯이 통화당국이 정책시차를 감안, 미래의 인플레이션 목표를 달성하기 위해 선제적으로 금리를 조정하는 상황에서 정부의 금리정책 관련 신호발송이 있게 되면 금리변동성이 확대되면서, GDP와 인플레이션의 괴리도 조합을 나타내는 k-궤적도 우상향으로 이동한다. 이는 정부개입성 신호발송이 없을 경우에 비해 GDP 및 인플레이션 등 실물경제의 목표수준과의 괴리도가 확대됨을 의미한다. 결과적으로 정부개입은 중앙은행이 의도하는 통화정책목표의 효율적인 달성을 저해하는 요인으로 작용하는 것으로 나타났다.

<그림 4>          정부의 금리관련 신호발생 유무에 따른 k-궤적 시산결과

이상의 분석결과는 경제주체들간에 통화정책관련 정보입수능력의 차이로 인해 정보비대칭성 문제가 존재하는 상황에서 통화정책의 변동성(volatility)이 확대될 경우 통화정책관련 정보탐색비용이 경제전반에 걸쳐 증가하면서 자원배분의 비효율이 초래될 수 있다는 Jones & Manuelli(2001)의 연구결과와도 부합되는 것이라 할 수 있다.

한편 정부신호발송의 강도(□)가 GDP 및 인플레이션에 미치는 영향을 모의실험(simulation)을 통해 분석해 본 결과(<그림5>) 정부 신호발송의 강도가 클수록(금리변동성이 클수록) GDP 및 인플레이션의 괴리도가 비례적으로 심화되는 것으로 나타났다. 이는 통화정책의 효율성 확보를 위해서는 정부의 개입성 신호발송이 최소화되는 것이 긴요함을 시사하고 있다.

<그림 5>   정부의 신호발생 강도증가에 따른 인플레이션 및 GDP 변동성 추이

Ⅳ. 結論

최근 주요 선진국의 중앙은행은 □투명성□과 □책임성□을 제고함으로써 통화정책의 신뢰성 및 유효성을 높이기 위한 정책적 노력을 크게 강화하는 경향을 보이고 있다. 이는 □중앙은행과 시장간□ 및 □경제주체간□에 존재하는 정보비대칭성 문제가 더욱 심화되면서, 정책신호가 시장참가자들의 기대형성 및 실물경제에 파급되는 영향이 더욱 커졌기 때문이라고 볼 수 있다.

그런데 정부가 수시로 통화정책방향을 언급함으로써 금융시장에 영향력을 행사하고 금융시장도 정부의 영향력을 인지하는 상황에서는 중앙은행이 통화정책과 관련하여 합리적 신호를 발송하더라도 시장기대를 통제함에 있어 제약을 받게 된다. 이는 금융시장은 그 속성상 금리관련 뉴스에는 민감하게 과잉반응 (over-reaction)을 보이는 경향이 있어 정부나 감독당국자 등이 중앙은행과는 상이한 신호를 보낼 경우 시장참가자들의 期待가 왜곡될 가능성이 크기 때문이다.

실증분석 결과 정부의 통화정책관련 신호발송을 통한 시장개입이 있을 경우 실제로 금리변동성이 높아지게 되고, 통화당국이 당초 의도했던 정책목표와의 괴리도가 커짐으로써 물가 및 실물경제의 안정을 달성하는데 있어 통화정책의 효율성이 크게 저해받는 것으로 나타났다. 따라서 정부가 금리정책 관련 발언을 자제할 경우 시장기대의 안정을 통해 경제의 불확실성이 크게 줄어드는 효과가 있어 그만큼 通貨政策의 效率性이 높아질 것으로 기대된다.

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<부록 1>

정부 및 한국은행의 주요 정책신호 발송일지

1. 정부의 주요 정책신호일지

일자	신호자	신호내용	신호 방향
1998. 7.16	재경부장관	금리인하가 바람직하며 의지도 갖고 있음	인하
1999. 7.26	금감위원장	자금을 충분히 공급하여 콜금리를 하향 안정화시킬 계획	인하
1999.10. 3	청와대수석	금리를 당분간 한 자리수로 안정시킬 계획	인하
1999.11.21	재경부	물가안정위해 상반기중 단기금리 인상 검토	인상
1999.11.23	금감위원장	내년도 금리인상에 나설 필요가 없다는게 재경부 공식입장	유지
2000. 1.30	재경부장관	물가불안이 가시화될 경우 한은이 단기금리 인상할 것	인상
2000. 2. 2	금감위원장	은행 수신금리 인상은 자제해야	유지
2000. 2. 6	재경부	콜금리를 올리기보다는 장기금리를 낮추는 방식으로 조정	유지
2000. 2.14	재경부장관	저금리 정책은 계속됨	유지
2000. 2.25	재경부장관	현재 물가인상 위험 없으므로 금리를 급격히 올릴 이유 없음	유지
2000. 4.27	재경부	현 단계에서는 인플레압력이 가시화되지 않고 있음	유지
2000. 5. 3	청와대수석	콜금리 인상은 투신, 주식상황으로 볼 때 적절치 않음	유지
2001. 7. 5	재경부장관	금융탄력성을 제고함으로써 금리하향안정세가 견지되도록 할 방침	인하
2000. 8.24	재경부장관	최근 경기상승세가 꺾이는 상황에서 금리조정은 신중히 접근해야 함	유지
2000. 8.27	재경부장관	최근의 국고채금리 수준은 적정범위	유지
2000. 9. 6	재경부장관	금리인상이 반드시 효과적인 인플레 억제수단은 아니라고 봄	유지
2001. 2. 5	재경부	물가는 경제정책에서 하위변수이며 개방경제하에서 물가가 지상목표가 될 수 없음	인하
2001. 2. 7	재경부장관	세상이 다 금리인하가 필요하다고 인정하고 있음	인하
2001. 2.22	재경부장관	IMF 사무소장의 콜금리 인하 불필요 발언에 동감	유지
2001. 2.24	재경부장관	시중금리의 하향안정화를 유지해 나갈 것	인하
2001. 3.27	재경부장관	금리인하 촉구	인하
2001. 6. 4	재경부	6월부터 물가가 안정될 것으로 예상되므로 콜금리 인하가 바람직	인하
2001. 6.14	산자부장관	경기회복을 촉진하기 위해 금리를 인하해야 함	인하
2001. 6.19	KDI 원장	필요할 경우 금리인하를 검토해야 함	인하
2001. 6.28	당정	콜금리 인하 적극 검토	인하
2001. 8. 8	재경부장관	최근의 경제상황과 경기대책에 대해 한은 총재와 인식을 같이하고 있음	인하
2001. 9. 2	재경부	한은에 콜금리를 추가인하해 줄 것을 요청할 방침	인하
2001.10.10	재경부	현 상황에서 저금리 효과를 자신할 수 없음	유지
2001.10.11	민주당	금리인하보다 자금의 선순환 구조를 갖추는 것이 더 중요	유지
2001.11. 1	재경부장관	경기가 바닥을 쳤다고 볼 수는 없음	인하

* 출처 : 매일별 「연합뉴스」

** 금통위 정책공표일(통상 매월 첫째 목요일)은 신호자(정부 또는 한국은행)의 신호가 있은 직후의 금통위 결정사항 발표일임

2. 한국은행의 주요 정책신호일지

일자	신호자	신호내용	신호 방향
1998. 6. 2	총재	하반기중 콜금리 하향안정화 유도	인하
1999. 7.14	보도자료	구조조정 뒷받침 없는 저금리 정책은 실효성 없음	유지
1999. 9.29	보도자료	물가불안 우려가 높아지고 있으나 현재로서는 금융시장 안정이 시급	유지
1999.10.27	총재	금융시장의 안정을 유지하고 경제가 건실한 성장세를 이어갈 수 있도록 당분간 금리를 안정적으로 운용	유지
1999.11. 4	총재	향후 물가상황을 낙관할 수 없음	인상
1999.11.23	관계자	경기의 과열여부를 꼼꼼히 따져봐야 할 시점	인상
2000. 2. 8	총재	물가안정기조를 정착시키는 것이 무엇보다 중요	인상
2000. 4.26	총재	장단기 금리격차 축소를 위한 적절한 대응 필요	인상
2000. 5. 3	관계자	아직 인플레 징후가 나타나지 않고 있으며 금융시장 안정이 시급	유지
2000. 5.22	관계자	최근의 원화절하에 따른 수입물가 상승 및 국내인플레이션 압력증가를 주목하고 있음	인상
2000. 6.12	총재	하반기 물가상황을 낙관할 수 없으며 인플레이션의 발생을 원천적으로 방지하는 데 통화정책의 중점을 둘 것	인상
2000. 8.22	관계자	국제유가의 상승으로 물가 오름폭이 상승	인상
2001. 1.29	총재	경기와 금융시장 상황 등을 감안해 콜금리를 신축적으로 운용	인하
2001. 2.16	총재	국고채 매수 과열기미에 주의할 필요	유지
2001. 3. 8	총재	2.16일의 발언은 적절하였음	유지
2001. 5. 8	총재	예상보다 경기회복 속도가 빨라질 수 있음	유지
2001. 6. 7	총재	지난 달 기대보다 경기가 좋아지는 것 같지 않음	인하
2001. 6.22	총재	지금까지의 성장률이 낮은 것은 통화정책에 영향을 미치지 않으며 올 4/4분기의 전망치(5.1%)가 정책결정의 잣대가 될 것	유지
2001. 7. 2	관계자	5월 산업생산증가율이 예상 이상으로 저조	인하
2001. 7.16	총재	향후 통화정책은 대내외 불확실성이 크다는 점을 감안해 신축적으로 운용할 것	인하
2001. 7.28	총재	최근 전세 및 주택 매매가격 급등으로 인한 인플레이션기대심리 유발가능성에 유의해야 함	유지
2001. 8.13	관계자	하반기 경제전망이 하향조정돼야 할 상황	인하
2001. 9.28	관계자	최근 금리인하가 구조조정에 차질 안줌	인하
2001.10.12	채권시장 팀장	저금리정책기조에는 변함이 없음(채권시장 안정화대책 발표)	인하
2001.11. 9	총재	투자가 저조하고 물가상승률이 낮으면 금리조절 여지 있음	인하

* 출처 : 매일별 「연합뉴스」

** 금통위 정책공표일(통상 매월 첫째 목요일)은 신호자(정부 또는 한국은행)의 신호가 있은 직후의 금통위 결정사항 발표일임

< 부록 2 >

신호 오류(Silly Signal)

신호 오류(Silly Signal)문제는 경제학 뿐만 아니라 사회심리학에서도 군중심리적 행태와 전염효과에 대한 논의를 통해 폭넓게 연구되고 있다.

일반적으로 현대사회는 의사소통을 통해 유사한 사고방식을 공유하는 경향을 보이는데 이는 각 경제주체가 동일한 정보에 대하여 반응하기 때문이라고 볼 수도 있다. 그러나 동일한 정보에 대해 모두가 합리적인 반응을 나타내는 경우라고 하더라도 반드시 유사한 행태를 보이는 것은 아니라는 점을 인식할 필요가 있다.

일례로 경제주체들은 사실판단에 있어 다소 의문이 있더라도, 다수의견 또는 당국 등 권위있는 주체를 신뢰하는 경향이 있는데 많은 사람들이 과거에 다수의견 또는 당국자의 말과 반대로 행동하였을 때의 손실에 대한 경험 때문에 의사결정에 있어서 당국을 신뢰하는 경향이 있으며, 당국에 대한 신뢰를 바탕으로 내린 자신의 결정을 절대적으로 신뢰하는 소위 過信現象(overconfidence phenomenon)을 나타낸다는 것이다. 즉, 합리적인 경제주체라고 하더라도 타인의 판단을 참고하여 의사결정을 하는 한, 비록 다른 모든 사람이 군중심리적 행태를 보인다는 점을 알고 있다 하더라도, 동 행위에 가담할 수 있는 것이다. 이러한 행위는 개별적으로 합리적일지 모르나 그룹전체로는  비합리적인 결과를 초래할 수 있다.

프린스턴대학의 Shiller교수는 이러한 상황이 □정보폭포□(information cascade)에서 비롯된다고 주장하고 식당간의 경쟁을 예를 들어 silly signal의 문제점을 지적하였다. 그에 따르면 동일 업종의 경쟁관계로서 이웃하여 장사하는 두 식당이 동시에 문을 열었을 때 처음 찾아온 고객은 식당 중 하나를 선택해야 하지만, 뒤이어 온 고객은 자신의 식당 관련 정보외에도 첫 손님이 특정 식당을 선택하였다는 사실을 추가로 고려하게 되며, 이러한 행태가 반복되면 결과적으로 특정 식당만 손님이 가득차게 될 가능성이 있다는 것이다.

이같은 논리를 주식시장에 적용해 보면, 펀더멘탈 가치에 관한 정보가 제대로 파급·평가되지 못함에 따라 합리적 투자자들의 의사결정이 제대로 이루어지지 않을 가능성을 시사한다고 할 수 있다.

<부록 3>

신호발송효과 분석을 위한 구조모형의 추정결과

1. 소비자물가 상승률

[eqn: pi_t ~ =~ - 0.00438 +`` 0.00392 * pi_t-1 ``+`` 0.1360 * (y_t-1 `-` {bar y}_t-1 ) ``+`` 0.1353 * Delta (m_t )]

(1.41059)  (0.30860)      (3.33051)             (1.86615)

[eqn: ``+`` 0.0540 * Delta(p`_t^f cdot e_t ) ``+`` 0.01610 * D(98.1∼98.4=1)]

(3.51703)           (3.59709)

[eqn: R^2] = 0.6426   D.W. = 1.7625

2. 실질GDP 성장률

[eqn: Delta y_t ``=`` 0.0122 `+` 0.4969*Delta y_t-1 - 0.2180*(r_t - pi`_t^e ) `+` 0.4414* left( m over p right)_t]

(2.8158) (38.4101)     (-2.8700)           (2.4539)

[eqn: R^2] = 0.99244     D-W = 1.83411

3. 회사채수익률

[eqn: r_t ~=~ 0.28793 ``+`` 0.64897 * i_t ``-`` 0.01951 * left( m over p right)_t ``+`` 0.38919 * pi`_t ``+]

(3.3727)   (9.3769)     (-3.0564)           (2.7141)

[eqn: 0.0620 `*` Delta y_t] - 0.01458 * D(96.2∼4=1)  + 0.01807 * D(99.1∼99.1=1)

(1.5253)      (-2.5003)                    (1.6604)

[eqn: R^2] = 0.9106     D.W. = 1.3215

4. 대미달러화 환율

[eqn: e_t ~=~ 0.3212 ``+``0.8570*e_t-1 ``+`` 0.1471*e`_t^￥ ``-`` 0.0024*ca_t ``-`` 0.7060*(i_t `-` i`_t^f ) ``+` `]

(1.6661)  (3.2837)       (-2.9428)      (-2.6778)     (31.0265)

[eqn: 0.2612*D(97.4`=`1) `+` 0.4658*D(98.1`=`1)]

(16.2307)              (20.4502)

[eqn: R^2] = 0.63     D.W. = 1.56860

5. 실질M3 증가율

[eqn: Delta left( m over p right)_t `=` 0.0389 - 0.1412*Delta left( m over p right)_t-1 + 0.4419*Delta y_t - 0.0663*r_t - 0.0257*D(99.1∼2001.2 =1)]

(-0.9655) (-2.4016)           (1.5334)    (11.7747)   (-2.3583)

[eqn: R^2] = 0.76     D.W. = 1.48503