엔/달러 외환시장에서의 구두개입 효과

박해식*․송치영**

2003. 5

* 한국금융연구원, hspark@kif.re.kr

* 국민대학교 경제학부, cysong@kookmin.ac.kr

Ⅰ. 서 론

외환당국의 외환시장개입은 일반적으로 실제개입과 구두개입 두 가지로 구분할 수 있다. 실제개입은 외환당국이 외환시장에서 실제로 보유하고 있는 외환을 거래함으로써 환율에 영향을 주고자 하는 개입인 반면, 구두개입은 외환당국이 단지 향후의 환율정책이나 방향에 대한 의견을 피력함으로써 환율에 영향을 미치고자 하는 개입이다. 원칙적으로, 환율의 자유로운 변동을 허용하고 있는 자유변동환율제도하에서도 외환시장개입은 중요한 환율정책 수단으로 이용되고 있는 것으로 알려져 있다. 그런데, 외환당국의 신뢰성 및 실제외환시장 개입의 비용을 고려하여 일상적으로는 구두개입을 통하여 환율정책을 시행하고 급박한 상황에서만 실제개입을 이용하고 있는 것으로 보인다.

외환당국의 외환시장 실제개입은 다음과 같은 비용을 동반할 수 있다. 중화개입(sterilized intervention)의 경우 국내신용 증대 또는 축소를 통해 실제개입에 따른 본원통화의 변화를 중화시키는 과정에서 시장금리가 변동할 수 있으며, 이로 인해 국내 거시경제에 영향을 미칠 수 있다. 비중화개입(non-sterilized intervention)은 본원통화의 변화를 초래하여 국내 거시경제에 영향을 미칠 수 있다. 또한, 외환당국의 실제개입은 실패할 경우 외환당국에 대한 시장의 신뢰도에 악영향을 미칠 가능성이 있다.

자유변동환율제도하에서 구두개입의 예는 흔히 발견할 수 있다. 미국은 1990년대 후반부터 2000년 상반기까지 달러화 강세정책을 고수하는 과정에서 외환당국이 달러화 강세를 지지하는 발언을 지속적으로 표명한 바 있다. 또한 2000년 하반기 이후에는 경기침체에 따른 디플레 가능성이 제기됨에 따라 구두개입을 통해 달러화 약세를 용인하기도 하였다. 일본은 1990년 이후의 장기불황에서 탈피하기 위해 엔화약세정책을 실시하고 있으며, 외환당국이 엔화약세 유도발언을 통해 엔/달러 시장에 지속적으로 개입하고 있다.

본 연구에서는 일본의 사례를 통하여 외환당국의 구두개입이 환율에 미치는 영향을 실증적으로 분석하고자 한다. 즉, 과거 일본 외환당국이 실시한 구두개입이 엔/달러 환율에 미치는 영향을 분석하고자 한다. 외환당국의 외환시장개입 효과를 실증적으로 분석한 기존의 연구는 상당수가 존재한다. 외환시장개입의 효과를 실증적으로 분석한 대표적인 해외연구로는 Edison(1993), Dominguez and Frankel(1993a,b), Dominguez (1998), Galati and Melick(1999), Ramaswamy and Samiei(2000), Cai et al.(2001), Sarno and Taylor(2001), Beine et al.(2002), Ito(2002) 등이 있다. 이들의 연구자들은 엔/달러, 마르크/달러 환율 등을 대상으로 외환시장에서의 실제개입이 환율의 변화율, 환율의 변동성, 위험 프리미엄에 미치는 영향을 분석하였다. 국내에서는 김태준(1993), 김태준․유재원(1998), 이영섭(1997), 이승호․이영섭․최창규(1998), 최창규(1995), 문우식(2001), Rhee and Song(1999) 등의 연구자들이 실제개입의 효과를 원/달러 환율의 수준에 미치는 영향을 중심으로 분석하였다.

그런데 이와 같이 기존의 연구들은 대부분 실제개입이 환율에 미치는 효과만을 다루고 있으며 구두개입의 효과를 본격적으로 다룬 연구는 거의 찾아볼 수 없다. 국내에서 송치영(2002)의 연구가 구두개입이 원/달러 환율에 미치는 영향을 분석하고는 있으나, 구두개입을 외환시장에서 발생하는 다양한 뉴스중의 하나로만 간주하고 있기 때문에 구두개입의 효과를 본격적으로 다루고 있지는 못하고 있다. 이러한 측면에서 본 연구는 실제개입을 다룬 기존의 연구와 차별화된다.

구두개입이 흔히 발생하는 외환시장개입의 형태임에도 불구하고 기존의 연구들이 구두개입의 효과를 제대로 분석하고 있지 못하는 주된 이유는 이에 대한 자료가 부족하기 때문이다. 구두개입을 체계적으로 정리한 자료를 찾아보기도 힘들뿐만 아니라 구두개입의 대용변수를 발견하기가 힘들다. 구두개입의 자료를 체계적으로 구성하기 위해서는 외환시장을 꾸준히 모니터링함과 동시에 외환시장 동향을 분석하는 통신사, 경제신문 등의 기사를 심도있게 읽어야 한다. 그런데 이와 같은 작업을 하기 위해서는 많은 시간과 노력이 필요하기 때문에 구두개입의 효과에 대한 연구가 미진한 실정이다.

외환시장에는 경제정책의 변화, 경제기초요인의 변화, 정치․사회적 변화, 금융시장 정서의 변화 등에 대한 뉴스가 지속적으로 발생하는데, 구두개입은 이와 같이 외환시장에서 발생하는 뉴스의 한 종류로 간주할 수 있다. 외환당국의 구두개입은 미래 환율정책 및 방향에 대한 외환당국의 의지를 반영한다. 따라서 외환당국의 구두개입은 외환시장에서 발생하는 다른 종류의 뉴스와 마찬가지로 외환시장 참여자들이 기존에 가지고 있던 미래환율에 대한 기대에 변화를 초래하여 현재의 환율에 영향을 미치게 된다. 물론, 이러한 가설은 외환당국에 대한 외환시장 참여자들의 전폭적인 신뢰를 전제조건으로 요구한다. 외환당국이 외환시장 참여자들의 신뢰를 확보하지 못할 경우 외환당국의 구두개입은 미래환율에 대한 시장의 기대에 영향을 미칠 가능성이 적어 외환당국이 의도한 효과를 발휘할 수 없기 때문이다. 또한, 외환당국이 시장의 신뢰를 확보하지 못하더라도 환율은 외환당국의 구두개입으로 인해 일시적으로 변동할 수 있으나, 그 효과가 오랫동안 지속되는 것을 기대하기 어렵다.

외환시장에서 발생하는 뉴스가 환율에 미치는 영향을 분석한 최근의 실증연구 결과는 Baig and Goldfajn(1998), Sun and Tong(2000), Kaminsky and Schmukler (1999), 송치영(2002) 등에서 찾아볼 수 있다.

본 연구의 실증분석 결과는 우리나라 외환당국의 시장개입과 관련하여 중요한 정책적 시사점을 제공할 수 있을 것으로 기대된다. 외환위기 이후 우리나라 외환당국은 변동환율제를 도입하면서 실제개입을 자제하고 구두개입을 통해 원화환율에 영향을 미치려고 하는 경향을 보이고 있다. 따라서 일본 외환당국의 사례를 분석하는 본 연구의 실증결과는 우리 나라에 중요한 시사점을 줄 수 있을 것이다.

본 연구는 다음과 같이 구성되어 있다. 제Ⅱ장에서는 본 연구에서 사용하는 일본 외환당국의 구두개입 자료를 설명하고 이에 대한 기초분석 결과를 소개한다. 다음으로, 제Ⅲ장에서는 외환당국의 구두개입 효과를 분석하기 위해 사용하는 실증분석모형을 소개하고 제Ⅳ장에서는 실증분석결과를 논의한다. 끝으로, 제Ⅴ장은 본 연구의 맺음말로서 실증분석에서 발견한 결과 및 시사점를 요약․정리하고 더불어 향후 연구과제를 제시한다.

Ⅱ. 일본 외환당국의 구두개입

일본 외환당국의 구두개입 자료는 日本經濟新聞, Reuters, Bloomberg, Asian Wall Street Journal, Financial Times 등의 日別기사에서 일본 재무성 및 중앙은행 관료들이 엔/달러 환율과 관련하여 발언한 내용을 중심으로 정리하였다. 본 연구에서는 전체 표본기간을 2000년에서 2002년까지로 정하였다. 2000년 이전(1998～1999년)에 관측된 자료는 구두개입의 내용이 부정확하고 특정기간에만 집중되어 있는 등 자료의 신빙성에 문제가 있는 것으로 판단되어 표본에서 제외하였다. 전체 표본기간 중에 관측된 일본 외환당국의 구두개입 관련 原資料(raw data)는 총 329건으로 구성되어 있으며 이는 전체 표본일의 약 2%에 해당한다.

구두개입 관련 原資料 중에는 유로/엔 시장과 관련된 자료가 포함되어 있다. 그러나 본 연구의 목적이 일본 외환당국의 구두개입과 엔/달러 환율간의 관계를 조사하는데 있기 때문에 유로/엔 환율과 관련된 구두개입은 표본에서 제외하였다. 또한, 외환당국의 발언내용이 불명확한 경우도 표본에서 삭제하였다. 일본 외환당국의 구두개입 효과를 보다 정확하게 측정하기 위해서는 엔/달러 환율의 방향을 최소한 간접적으로나마 제시하는 외환당국의 발언을 표본으로 사용하는 것이 바람직하다고 판단하였기 때문이다. 이상의 과정을 거쳐 선정된 구두개입의 표본 數는 총 279개로 전체 구두개입의 약 84.8%를 차지한다. 특히, 일본 외환당국의 구두개입은 2002년에 총 116건(41.6%)으로 가장 많이 발생하였으며 2001년과 2000년에는 각각 101건(36.2%)과 62건(22.2%)를 기록하였다.

일본 외환당국의 구두개입은 발언내용별로 구분하였을 때 크게 엔화약세 유도발언과 엔화강세 유도발언으로 나누어 볼 수 있다. 엔화약세 유도발언은 외환당국의 발언내용이 엔화약세를 지지하거나 엔화강세를 억제하는 발언으로 구성되며, 엔화강세를 유도하는 발언은 엔화강세를 지지하는 발언과 엔화약세를 억제하는 발언으로 구성된다. 또한, 일본 외환당국의 구두개입은 개입형태별로 역풍적(lean-against-the-wind) 개입과 순풍적(lean-in-the-wind) 개입으로 구분할 수 있다. 역풍적 시장개입은 최근의 환율추세를 역전시키기 위해 외환당국이 시장에 개입하는 형태를 말한다. 예를 들어, 엔/달러 환율이 엔화약세기조를 유지하고 있을 때에 실시되는 일본 외환당국의 엔화약세 억제발언은 역풍적 시장개입에 속한다. 이에 반해 순풍적 시장개입은 환율이 최근의 추세를 지속할 수 있도록 허용하는 개입형태를 말한다. 따라서 엔화약세시 실시되는 일본 외환당국의 순풍적 구두개입은 엔화약세 지지발언으로 구성된다.

본 연구의 표본기간인 2000～2002년 사이에 일본정부가 주로 엔화약세 유도정책을 실시하였다는 점에서 엔화강세 유도발언이 무슨 의미를 갖는지에 대한 의문이 있을 수 있다. 그러나 후술하겠지만 <그림 1>에서 볼 수 있듯이 본 연구의 표본기간에 엔/달러 환율은 상승세와 하락세를 반복하였을 뿐만 아니라, 일본 외환당국은 엔/달러 환율의 급격한 단기변동에 대해 우려를 표시하기도 하였다. 즉, 일본 외환당국은 대체적으로 구두개입을 통해 엔/달러 환율의 상승을 유도하기는 하였으나 엔/달러 환율이 급격하게 상승할 경우 이를 억제하기 위해 엔화강세를 유도하는 구두개입을 실시하였다는 것이다.

일본 외환당국의 구두개입을 개입형태별로 구분하기 위해 본 연구에서는 다음과 같은 방법을 사용하였다. 일본 외환당국의 구두개입 시점을 [eqn: t``]기라고 할 때, [eqn: t-2``]기와 [eqn: t-1``]기 사이에 관측되는 엔/달러 환율의 변화율(로그 차분)을 구두개입 이전의 환율변화율로 정의하였다. 구두개입 이전의 환율변화율이 양의 값을 가질 때 관측되는 일본 외환당국의 엔화약세 억제발언과 엔화강세 지지발언은 역풍적 구두개입으로 분류하였으며 엔화약세 지지발언과 엔화강세 억제발언은 순풍적 구두개입으로 분류하였다. 또한, 구두개입 이전의 환율변화율이 음의 값을 가질 때 관측되는 일본 외환당국의 엔화강세 억제발언과 엔화약세 지지발언은 역풍적 구두개입으로, 엔화강세 지지발언과 엔화약세 억제발언은 순풍적 구두개입으로 구분하였다. 구두개입 이전의 환율변화율을 구하기 위해 본 연구에서는 뉴욕 외환시장의 日別종가를 이용하였다.

최종적으로 선정된 279개의 표본 중에는 역풍적 시장개입 또는 순풍적 시장개입으로 구분하기가 애매한 외환당국의 발언내용이 일부 포함되어 있다. 이 경우, 주관적인 판단이 불가피하나 구두개입 당시의 시장상황 등을 고려하여 객관성이 유지될 수 있도록 최대한 노력하였다. 또한, 중앙은행 관료와 재무성 관료의 발언내용이 상충될 경우 재무성 관료의 발언에 우선순위를 두었다. 미국과 마찬가지로 일본 외환당국의 외환시장개입도 재무성이 개입여부를 결정하고 중앙은행은 이를 실행하는 역할만을 담당하기 때문이다.

뉴욕 외환시장에서 관측되는 엔/달러 환율의 종가를 사용한데 대해서는 논란이 있을 수 있다. 일본 외환당국의 구두개입은 일반적으로 동경 외환시장이 열려 있을 때 발생하기 때문이다. 하지만 본 연구에서와 같이 일본 외환당국의 구두개입 발생 시점에 대한 정확한 정보가 존재하지 않는 한, 동경 외환시장의 엔/달러 환율을 이용하더라도 구두개입 시점에 따라 구두개입 이전의 환율변화율이 달라질 수 있다는 점을 해소할 수 없다. 따라서 본 연구에서는 동경 외환시장보다는 뉴욕 외환시장에서의 엔/달러 거래규모가 크다는 점을 들어 뉴욕 외환시장에서 관측되는 엔/달러 환율을 이용하였다.

<그림 1>에서는 엔/달러 환율과 일본 외환당국의 구두개입 빈도수를 정리하였다. 일본 외환당국의 구두개입 빈도수는 전체 표본기간을 1개월 단위로 재구성하여 구두개입 건수를 각 단위별로 기록한 결과이다. 이에 따르면 일본 외환당국의 구두개입은 엔화가 약세기조를 유지한 시기보다는 강세기조를 유지한 시기에 훨씬 더 많이 관측되고 있다. 이는 일본 외환당국이 구두개입을 통해 엔화강세보다는 엔화약세를 유도하기 위해 더 많이 노력하였음을 간접적으로 시사한다. 이와 같은 현상은 <표 1>에서 확인할 수 있는데, 일본 외환당국의 구두개입 중에서 235건(84.2%)이 엔화약세 유도발언으로 구성되어 있으며 나머지 44건(15.8%)만이 엔화강세를 유도하기 위한 발언으로 구성되어 있다.

이러한 일본 외환당국의 비대칭적 구두개입 행태는 일본정부의 엔화약세 용인정책과 밀접한 관계가 있는 것으로 풀이된다. 본 연구의 표본기간인 2000～2002년 사이에 일본정부는 1990년대 이후의 장기불황에서 탈피하기 위해 엔화약세를 통한 수출증대를 적극적으로 추진하였다. 일본 중앙은행(BOJ)의 양적 금융완화정책에도 불구하고 시중의 풍부한 여유자금이 실물경제로 이어지지 않음에 따라 수출증대를 통한 경기회복이 불가피하였기 때문이다. 2000년 이후 실시되고 있는 BOJ의 외국채 매입 확대계획은 엔화약세에 대한 일본정부의 확고한 의지를 단적으로 보여주는 사례라고 할 수 있다. BOJ의 양적 금융완화정책의 일환으로 실시되고 있는 외국채 매입 확대계획은 자금시장에 대한 유동성 공급을 확대하는 동시에 엔화약세를 유도하기 위한 목적으로 실시되고 있다.

<표 1>에서는 또 다른 형태의 일본 외환당국의 비대칭적 구두개입 현상을 발견할 수 있다. 총 279건의 구두개입 중에서 역풍적 시장개입은 152건으로 전체 구두개입의 약 54.5%를 차지한 반면, 순풍적 시장개입의 비중은 약 45.5%(127건)를 기록하였다. 즉, 일본 외환당국의 구두개입이 순풍적 개입보다는 역풍적 개입에 좀더 치중하였다는 것이다.

<그림 2>에서는 일본 외환당국의 구두개입 시기와 실제개입 시기를 비교하였다. 구두개입 시기는 구두개입이 관측된 날에 1의 값을 주고 구두개입이 관측되지 않은 날에는 0의 값을 주는 방식으로 작성하였다. 이에 따르면 일본 외환당국의 구두개입이 대체적으로 전기간에 걸쳐 골고루 분포되어 있음을 알 수 있다. 또한, 실제개입 시기를 전후해서 구두개입의 빈도수가 크게 증가하고 있음을 목격할 수 있다. 이는 일본 외환당국이 평상시에는 구두개입을 실제개입과는 별개의 환율정책수단으로 사용하였으나, 실제개입이 실시된 시기를 전후해서는 실제개입의 효과를 극대화하거나 또는 구두개입의 효과가 제대로 나타나지 않음에 따라 실제개입을 통해 엔/달러 환율을 자신들이 의도한 방향으로 이끌어 나가기 위해 구두개입과 실제개입을 병행해서 사용하였음을 의미한다.

<표 2>에서는 일본 외환당국의 구두개입을 역풍적 개입과 순풍적 개입으로 구분하고 이를 다시 발언내용별로 세분화하여 각각의 구두개입 건수 중에서 성공한 건수를 계산한 결과를 수록하였다. 앞에서 설명한 바와 같이 이를 위해 본 연구에서는 일본 외환당국의 구두개입 시점을 [eqn: t``]기라고 할 때 [eqn: t-1``]기에 관측되는 엔/달러 환율의 변화율(로그 차분)을 구두개입 이전의 환율변화율로 가정하였다. 또한, 구두개입 이후에 발견되는 환율변화율로는 [eqn: t``]기에 관측되는 엔/달러 환율의 변화율(로그 차분)을 사용하였다.

이러한 가정아래, 본 연구에서는 역풍적 개입의 성공사례를 다음과 같이 정의하였다. 즉, 구두개입 이전의 환율변화율이 양(음)의 값을 가질 때 일본 외환당국의 엔화강세(엔화약세) 유도발언으로 인해 구두개입 이후의 환율변화율이 음(양)의 값으로 전환될 경우 일본 외환당국의 역풍적 구두개입은 성공한 것으로 해석하였다. 한편, 구두개입 이전의 환율변화율이 양(음)의 값을 가질 때 성공적인 순풍적 구두개입은 일본 외환당국의 엔화약세(엔화강세) 유도발언 이후의 환율변화율이 양(음)의 값을 그대로 유지하는 경우로 정의하였다.

이를 예를 들어 설명하면 다음과 같다. 먼저, 구두개입 이전에 엔화가 약세기조를 유지하는 것으로 가정하자. 이 때에 실시되는 일본 외환당국의 엔화강세 유도발언은 역풍적 구두개입으로 볼 수 있다. 이와 같은 역풍적 구두개입은 구두개입 이후에 엔화가 강세기조로 전환될 경우 성공한 것으로 해석할 수 있다.

<표 2>에 따르면 2000～2002년 사이에 이루어진 일본 외환당국의 구두개입 중에서 약 60.6%가 성공적이었던 것으로 분석되고 있다. 총 279건의 구두개입 중 169건에서 구두개입 이후에 엔/달러 환율이 일본 외환당국의 의도대로 움직인 것으로 나타났다. 또한, 순풍적 구두개입보다는 역풍적 구두개입의 성공률이 약간 높은 것으로 나타났다. 역풍적 구두개입은 총 152건 중에서 94건이 성공한 것으로 나타나 약 61.8%의 성공률을 기록한 반면, 순풍적 구두개입의 성공률은 이보다 약간 낮은 59.1%(127건 중에서 75건 성공)를 기록하였다.

한편, 구두개입을 발언내용별로 구분하였을 때, 엔화약세 유도발언과 엔화강세 유도발언 역시 비슷한 수준의 성공률을 보였다. 엔화약세 유도발언의 성공률은 약 60.8%를 기록한 것으로 나타났으며 엔화강세 유도발언의 성공률은 약 59.1%를 기록한 것으로 나타났다. 이에 대해서는 다음 장에서 보다 자세히 다루겠지만 일본 외환당국의 엔화약세 유도 위주의 구두개입 행태에도 불구하고 엔화약세 유도발언과 엔화강세 유도발언이 비슷한 성공률을 기록한 것은 다른 조건이 일정하다고 가정할 때 엔/달러 환율이 자발적으로 장기환율에 수렴해 가는 과정을 고려하지 않았기 때문일 가능성이 있다.

본 연구의 표본기간인 2000～2002년 사이에 관측된 일본 외환당국의 구두개입과 관련하여 이상의 기초분석결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 일본 외환당국의 구두개입은 엔화강세를 유도하기보다는 엔화약세를 유도하는 비대칭적 구조를 가지고 있는 것으로 드러났다. 둘째, 엔화약세를 유도하는 과정에서 일본 외환당국은 순풍적 구두개입보다는 역풍적 구두개입을 주로 실시하였다. 셋째, 일본 외환당국의 구두개입은 60%이상이 성공한 것으로 분석되어 상당히 높은 성공률을 보였다. 넷째, 순풍적 구두개입과 역풍적 구두개입의 성공률은 비슷한 것으로 나타났으며, 엔화약세를 유도하기 위한 구두개입과 엔화강세를 유도하기 위한 구두개입 역시 비슷한 수준의 성공률을 기록하였다.

Ⅲ. 실증분석 모형

Ⅱ장의 분석결과에 의하면 일본 외환당국의 구두개입이 매우 효과적인 것으로 나타났다. 그러나 이러한 결과는 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정을 전혀 고려하지 않았다는 문제점을 안고 있다. 예를 들어, 엔화의 과소평가가 해소되는 과정에서 일본 외환당국의 엔화강세 지지발언이 발생할 경우, 사후적으로는 외환당국의 구두개입이 성공한 것처럼 보이나 반드시 외환당국의 구두개입으로 인해 엔화가 절상된 것으로 해석할 수 없다. 특히, 이러한 문제의 심각성은 성공률이 높게 나타난 일본 외환당국의 엔화강세 유도발언에서 두드러지게 나타날 가능성이 높다. 본 연구의 표본기간인 2000～2002년 사이에 일본의 경상수지가 대규모 흑자기조를 지속적으로 유지했기 때문이다. 즉, 대규모 경상수지 흑자가 지속되는 과정에서 엔화가치는 일본 외환당국의 구두개입이 없더라도 대외불균형 해소를 위해 강세경향을 보일 가능성이 높다는 것이다.

여기서 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정은 엔/달러 환율의 평균회귀과정(mean-reverting process)이나 오차수정과정(error correction process)으로도 이해할 수 있다.

또한, 구두개입 효과를 분석하는 과정에서 실제개입의 효과를 전혀 고려하지 않았다는 점도 또 하나의 문제점으로 지적될 수 있다. 구두개입 시점과 실제개입 시점이 서로 중복될 경우 앞장에서 발견된 구두개입의 효과가 구두개입에 의해서 나타난 현상인지, 아니면 실제개입에 의해서 나타난 현상인지를 식별할 수 없기 때문이다. 따라서 일본 외환당국의 구두개입 효과를 보다 정확하게 측정하기 위해서는 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정과 더불어 실제개입의 효과를 통제(control)할 수 있는 실증분석모형을 필요로 한다.

일본 외환당국의 구두개입 효과를 분석하기 위해 본 연구에서는 다음의 모형을 이용하였다.

[eqn: TRIANGLE ``s_{t}~=~ alpha_{0}`+`alpha_{1}``TRIANGLE ``s_{t-1}`+`alpha_{2}``left(`s_{t-1}`-`s_{t-1}^{T}``right)`+`alpha_{3}``I_{t}`+`alpha_{4}``A_{t}`+`epsilon_{t}]

(1)

위의 식에서 [eqn: s_{t}``]는 [eqn: t``]기에 관측되는 엔/달러 환율의 로그값이며 [eqn: TRIANGLE ``]는 1차 차분이다. [eqn: s_{t}^{T}``]는 장기환율의 로그값으로 이에 대해서는 아래에서 보다 자세하게 다루도록 한다. [eqn: I_{t}``]는 [eqn: t``]기에 관측되는 일본 외환당국의 실제개입규모를 나타내는 변수로서 달러화 매도/엔화 매수는 양의 값을 가지며 달러화 매수/엔화 매도는 음의 값을 가진다. [eqn: I_{t}``]는 엔화로 표시하였으며 단위는 1억엔이다. [eqn: ε_{t}``]는 잔차항을 나타낸다. 한편, [eqn: A_{t}``]는 [eqn: t``]기에 관측되는 일본 외환당국의 구두개입을 나타내는 더미변수로서 다음과 같이 정의한다. [eqn: t``]기에 엔화약세를 유도하는 구두개입이 발생하면 [eqn: A_{t}``]는 1의 값을 가지는 반면, 엔화강세를 유도하는 구두개입이 발생하면 -1의 값을 취한다. 그 이외의 경우에는 [eqn: A_{t}``=0 `]이다.

일본 외환당국의 구두개입이 효과적으로 나타나기 위해서는 구두개입 이후에 실제개입이 실시될 것을 기대하기 때문이라는 주장이 있다. 이론적으로 이와 같은 주장은 틀린 것이 아니나 아래에서 보다 자세히 설명하겠지만 본 연구에서는 일본 외환당국의 실제개입 직전에 실시된 구두개입은 전혀 효과적이지 못한 것으로 발견되었다. 또한, 식 (1)에서 구두개입 변수와 실제개입 변수간에 다중공선성이 의심시될 수 있으나 본 연구의 표본기간에 관측된 실제개입 건수는 18건에 불과하고 구두개입 건수는 279건에 달해 두 변수간에 상관관계가 존재하더라도 유의한 수준은 아닐 것으로 생각된다.

그런데 식 (1)에서는 구두개입이 엔/달러 환율에 미치는 효과가 엔화약세를 유도하느냐 또는 엔화강세를 유도하느냐에 상관없이 동일하다고 가정하고 있다. 그러나 엔/달러 환율의 구두개입에 대한 반응도가 발언내용에 따라 다를 수가 있으므로 이를 고려하며 다음의 회귀방정식도 추정한다.

[eqn: matrix{TRIANGLE ``s_{t}~=~ alpha_{0}~+~alpha_{1}``TRIANGLE ``s_{t-1}~+~alpha_{2}``left(`s_{t-1}`-`s_{t-1}^{T}``right)~+~alpha_{3}``I_{t}##+~alpha_{5}``A_{t}^{1}~+~`alpha_{6}``A_{t}^{2}~+~epsilon_{t}~~~~~~~~~~~}]

(2)

위의 식은 식 (1)의 [eqn: A_{t}``]를 엔화약세를 유도하는 구두개입과 엔화강세를 유도하는 구두개입을 나타내는 더미변수 [eqn: A_{t}^1``]와 [eqn: A_{t}^2``]로 세분하여 나타낸 것이다. 만약 [eqn: t``]기에 엔화약세 구두개입이 발생하면 [eqn: A_{t}^1``=1, ``A_{t}^2``=0`]이며, 엔화강세 구두개입이 발생하면 [eqn: A_{t}^1``=0, ``A_{t}^2``=-1`]이다. 구두개입이 발생하지 않은 시기에는 [eqn: A_{t}^1``]과 [eqn: A_{t}^2``] 모두 0의 값을 취한다.

앞에서 설명한 <표 2>의 분석결과는 일본 외환당국의 역풍적 구두개입과 순풍적 구두개입이 엔/달러 환율에 미치는 영향이 서로 비대칭적일 수도 있음을 보여주고 있다. 즉, 엔/달러 환율의 순풍적 구두개입에 대한 반응도가 역풍적 구두개입의 경우와 상이할 수 있다. 이러한 점을 반영하기 위해 본 연구에서는 식 (1)의 구두개입 더미변수를 역풍적 구두개입 변수([eqn: A_{t}^3``])와 순풍적 구두개입 변수([eqn: A_{t}^4``])로 구분한 다음의 회귀방정식도 추정한다.

[eqn: matrix{ TRIANGLE ``s_{t}~=~ alpha_{0}~+~alpha_{1}``TRIANGLE ``s_{t-1}~+~alpha_{2}``left(`s_{t-1}`-`s_{t-1}^{T}``right)~+~alpha_{3}``I_{t}##~+~alpha_{7}``A_{t}^{3}``(역풍)~+~alpha_{8}``A_{t}^{4}``(순풍)~+~epsilon_{t}}]

(3)

위의 식에서 [eqn: A_{t}^3``]([eqn: A_{t}^4``])는 엔화약세를 유도하는 역풍적(순풍적) 구두개입이 발생하면 1의 값을 가지며, 반대로 엔화강세를 목표로 하는 구두개입이 발생하면 -1의 값을 취한다. 구두개입이 발생하지 않으면 [eqn: A_{t}^3``=A_{t}^4 =0``]이다.

식 (3)과 더불어 본 연구에서는 식 (2)에서와 같이 역풍적 구두개입과 순풍적 구두개입을 각각 발언내용별로 세분화하여 구두개입이 엔/달러 환율에 미치는 영향도 살펴보았다. 즉, 일본 외환당국의 역풍적 구두개입과 순풍적 구두개입을 엔화약세 유도발언과 엔화강세 유도발언으로 구분하여 엔/달러 환율에 미치는 영향을 추정하였다. 이를 위해 아래의 식을 이용하였다.

[eqn: matrix{ TRIANGLE ``s_{t}~=~ alpha_{0}~+~alpha_{1}``TRIANGLE ``s_{t-1}~+~alpha_{2}``left(`s_{t-1}`-`s_{t-1}^{T}``right)~+~alpha_{3}``I_{t}##+~alpha_{9}``A_{t}^{5}``(역풍)~+~alpha_{10}``A_{t}^{6}``(역풍)~~~~##~~~+~alpha_{11}``A_{t}^{7}``(순풍)~+~alpha_{12}``A_{t}^{8}``(순풍)~+~epsilon_{t}}]

(4)

위의 식에서 [eqn: A_{t}^5``]와 [eqn: A_{t}^7``]은 각각 엔화약세를 유도하는 역풍적 개입과 순풍적 개입을 나타내는 더미변수이며, [eqn: A_{t}^6``]와 [eqn: A_{t}^8``]는 각각 엔화강세를 유도하는 역풍적 개입과 순풍적 개입을 나타내는 더미변수이다. [eqn: A_{t}^5``]([eqn: A_{t}^7``])는  [eqn: t``]기에 엔화약세를 유도하는 역풍적(순풍적) 개입이 발생하면 1의 값을 취하며 그 이외에는 0의 값을 갖는다. 한편 [eqn: A_{t}^6``]([eqn: A_{t}^8``])는 [eqn: t``]기에 엔화강세를 유도하는 역풍적(순풍적) 개입이 발생하면 -1의 값을 가지며 그 이외에는 역시 0의 값을 취한다.

식 (1)～(4)에서 [eqn: TRIANGLE `s``]에 대한 시차는 Schwartz Criterion에 의해 1로 정하였다.

식 (1)～(4)에서 일본 외환당국의 구두개입을 나타내는 더미변수의 추정계수가 통계적으로 유의한 양의 값을 가지면 이는 일본 외환당국의 구두개입이 효과적이었음을 의미한다. 이에 반해 일본 외환당국의 구두개입을 나타내는 더미변수의 추정계수가 0과 같거나 음의 값을 가지면 일본 외환당국의 구두개입은 효과적이지 못하였던 것으로 해석할 수 있다. 실제개입의 경우 구두개입과 정반대의 해석을 갖는다. 일본 외환당국의 실제개입이 효과적이었다면 실제개입 변수([eqn: I_{ t } ``])의 추정계수가 통계적으로 유의한 음 값을 가질 것으로 기대되나, 일본 외환당국의 실제개입이 효과적이지 못하였다면 추정계수가 0 또는 양의 값을 나타낼 것으로 예상된다. 한편, 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정의 유의성 여부는 [eqn: alpha_{2}``]를 통해 살펴볼 수 있는데, 만약 엔/달러 환율이 자발적 장기수렴과정을 따른다면 [eqn: alpha_{2}``]가 통계적으로 유의한 음 추정치를 나타낼 것이다.

한편, 식 (1)～(4)에서 엔/달러 장기환율을 나타내는 [eqn: s_{t}^{T}``]는 관찰 불가능한 변수이다. [eqn: s_{t}^{T}``]는 엔/달러 환율이 단위근을 갖는다는 시계열자료상의 특성을 이용하여 非관측요소모형(unobserved component model)을 추정함으로써 구할 수 있다. 이 때에 추정된 엔/달러 환율의 영구적 요소는 장기적으로 결정되는 엔/달러 환율을 나타내기 때문에 [eqn: s_{t}^{T}``]의 대용변수로 활용할 수 있다. 이 경우 [eqn: s_{t}^{T}``]는 경상수지가 균형에 이를 때 발생하는 장기균형환율로 해석할 수 있다. 왜냐하면 장기적으로 경상수지는 균형에 수렴해 가는 것으로 볼 수 있기 때문이다. 그러나 이와 같은 해석에는 현실적으로 한 가지 문제점이 따른다. 이의 배경으로는 일본이 만성적인 경상수지 흑자국으로 경상수지 균형을 경험한 적이 거의 없다는 점을 들 수 있다. 따라서 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정을 기술한 식 (1)～(4)에서 [eqn: s_{t}^{T}``]는 장기균형환율과는 거리가 먼 또 다른 환율일 가능성이 있다. 이러한 점을 고려하여 본 연구에서는 [eqn: s_{t}^{T}``]의 대용변수로서 일본 외환당국이 목표로 하는 장기환율을 이용하도록 한다. 일본 외환당국의 목표환율은 Ito(2002)에서와 마찬가지로 일본 외환당국의 실제개입과 엔/달러 환율간의 관계를 살펴봄으로써 추정한다.

본 연구에서는 Beveridge and Nelson(1981)과 Clark(1987)의 방법을 이용하여 엔/달러 환율을 영구적 요소와 일시적 요소로 분해해 보았으나, 영구적 요소가 압도적으로 크게 나타났다. 따라서 엔/달러 환율의 영구적 요소를 장기환율의 대용변수로 사용할 경우 식 (1)～(4)에서 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정은 무의미해 질 가능성이 높다. 이러한 점도 엔/달러 환율의 영구적 요소를 회귀분석에서 제외한 또 다른 이유이다.

<그림 3>은 1990～2002년 기간에 실시된 일본 외환당국의 日別 실제개입 자료를 月別로 재구성하여 정리한 결과이다. 同 기간에 실시된 일본 외환당국의 실제개입 중에는 엔/달러 환율과 관련이 없는 실제개입도 포함되어 있다. 엔/달러 환율과 관련이 없는 실제개입을 제외할 경우, 일본 외환당국의 실제개입 건수는 215건에 달한다. 특히, 2000년 이후에 실시된 일본 외환당국의 엔/달러 환율 관련 실제개입은 18건으로 달러화 매수/엔화 매도 개입으로만 구성되어 있다. 즉, 2000～2002년 사이에 일어난 일본 외환당국의 실제개입은 엔화강세를 저지하거나 엔화약세를 지지하기 위해서만 사용되었다는 것이다.

<표 3>에서는 <그림 3>의 실제개입 자료를 이용하여 환율범위별로 일본 외환당국의 실제개입 건수 및 금액을 정리하였다. <표 3>은 Ito (2002)의 <Table 3>을 2002년까지 확장하여 재정리한 것이다. 이에 따르면 1990년 이후 일본 외환당국은 엔/달러 환율이 125엔을 상회할 경우 외환시장개입을 통해 달러화 매도/엔화 매수에 나선 것으로 나타났다. 그러나 엔/달러 환율이 125엔을 하회할 경우 일본 외환당국은 달러화 매수/엔화 매도를 통해 엔/달러 환율이 125엔 밑으로 떨어지는 것을 억제하려고 노력하였다. 이러한 실제개입의 행태를 근거로 하여 본 연구에서는 외환시장개입시 일본 외환당국이 목표로 하는 환율수준을 Ito (2002)에서와 같이 달러당 125엔으로 가정하였다.

여기서 한가지 유의해야 할 점은 엔/달러 장기환율로 일본 외환당국의 목표치인 125엔을 사용한 것에 자의적인 측면이 작용하였다는 점이다. 따라서 이러한 설정에 대해 아래의 실증분석결과가 민감하게 반응할 가능성을 전혀 배제할 수 없다.

일반적으로, 엔/달러 환율과 같은 금융변수의 高頻度 자료는 변동성이 심한 기간과 안정된 기간이 서로 몰려 있는 경향을 보이는 것으로 알려져 있다. 이에 따라 금융변수의 高頻度 자료를 이용하는 실증분석에서는 회귀오차의 조건부 이분산을 반영하는 ARCH 또는 GARCH 모형을 추정하는 것이 보통이다. 그러나 본 연구의 표본기간(2000～2002년)에 관측된 엔/달러 환율의 日別자료에서는 조건부 이분산을 발견할 수 없었다.

<그림 4>에서는 엔/달러 환율의 로그 차분값을 수록하였는데, 이에 따르면 엔/달러 환율의 로그 차분값은 백색잡음과정과 유사한 움직임을 보이고 있다. 엔/달러 환율의 로그 차분에 조건부 이분산이 존재하지 않는다는 점을 확인하기 위해 본 연구에서는 식 (1)～(4)의 회귀오차에 대해 White의 이분산 검정과 ARCH 검정을 실행하였으며 그 결과를 <표 4>에 정리하였다. 이에 따르면 식 (1)～(4)의 모든 회귀오차에서 이분산이 존재하지 않는다는 귀무가설을 1% 유의수준에서 기각할 수 없는 것으로 나타났다. 따라서 본 연구에서는 식 (1)～(4)를 추정하는데 있어 엔/달러 환율의 일별자료를 분석할 때 기존의 문헌에서 일반적으로 고려하고 있는 조건부 이분산에 구애받지 않고 단순한 회귀모형만을 분석하기로 한다.

Ⅳ. 실증분석의 결과

<표 5>에서는 식 (1)～(4)의 추정결과를 수록하였다. 이에 따르면 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정을 나타내는 변수의 계수인 [eqn: alpha_{2}``]의 추정치가 모든 회귀방정식에서 통계적으로 유의한 음의 부호를 보이고 있다. 따라서 엔/달러 환율은 장기적으로 일본 외환당국이 목표로 하는 환율에 수렴해 가고 있음을 알 수 있다. [eqn: alpha_{2}``]의 추정치의 크기를 살펴보면 실제의 엔/달러 환율이 목표환율로부터 100%의 갭이 있을 경우(즉, [eqn: s_{t-1}`-`s_{t-1}^{T}`=`1``]), 다음기의 엔/달러 환율이 약 0.59～0.63%의 변화율로 목표환율의 방향으로 변화한다는 것을 알 수 있다.

또한, 일본 외환당국의 실제개입도 일본 외환당국이 의도한 효과를 제대로 발휘하고 있다. 모든 회귀방정식에서[eqn: I_{t}``]의 계수인 [eqn: alpha_{3}``]의 추정치가 음의 값을 가지고 있으며 [eqn: alpha_{3}``]가 0이라는 귀무가설도 1% 유의수준에서 기각할 수 있다. 추정결과에 의하면 표본기간중에 1억엔의 달러화 매수/엔화 매도 개입이 엔/달러 환율을 약 0.00007% 정도 상승시키는 것으로 나타났다.

이에 반해 일본 외환당국의 구두개입은 실제개입에 비해 효과적이지 못하였다. 식 (1)의 추정결과는 일본 외환당국의 엔화약세 유도발언 이후에 엔/달러 환율이 상승하고 엔화강세 유도발언 이후에는 엔/달러 환율이 하락하고 있음을 보여주고 있다. 그러나 구두개입 더미변수의 계수인 [eqn: alpha_{4}``]의 추정치가 통계적으로 유의하지 못한 것으로 나타나 일본 외환당국의 구두개입이 효과적이라고 주장하기에는 무리가 있다.

일본 외환당국의 구두개입을 발언내용별로 구분하더라도 유사한 현상을 발견할 수 있다. 식 (2)의 추정결과에 따르면 일본 외환당국의 엔화약세 유도발언 이후에 엔/달러 환율은 일본 외환당국이 의도한 방향으로 움직이고 있으나 그 효과는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다.([eqn: alpha_{5}``]의 추정치= 0.000615) 일본 외환당국의 엔화강세 유도발언 역시 그 효과가 유의적이지 못할 뿐만 아니라 엔/달러 환율이 구두개입 이후에 일본 외환당국이 의도한 방향과 정반대로 움직이고 있다([eqn: alpha_{6}``]의 추정치= -0.000004).

한편, 일본 외환당국의 구두개입을 개입형태별로 구분하였을 때에도 비슷한 결과를 도출하였다. 즉, 식 (3)의 추정결과에 따르면 역풍적 개입과 순풍적 개입을 나타내는 더미변수의 계수인 [eqn: alpha_{7}``]과 [eqn: alpha_{8}``] 모두가 양의 값으로 추정되었으나 이들 계수가 0이라는 귀무가설을 통상적인 유의수준에서 기각할 수 없다. 역풍적 구두개입과 순풍적 구두개입을 각각 엔화약세 유도발언과 엔화강세 유도발언으로 구분하여 구두개입의 효과를 식 (4)를 추정하여 살펴보았으나 역시 통계적으로 유의한 효과를 발견할 수 없었다. 역풍적 엔화약세 유도발언과 엔화강세 유도발언, 그리고 순풍적 엔화약세 유도발언 변수들의 추정계수는 예상대로 모두 양의 값을 보이고 있으나 이들 변수의 통계적 유의성은 매우 낮다. 순풍적 엔화강세 유도발언 변수는 통계적 유의성도 낮을 뿐만 아니라 계수의 추정치가 예상과는 반대로 음의 값을 보이고 있다.

<표 5>에 수록한 실증분석 결과는 전체 표본기간 동안에 일본 외환당국의 구두개입이 엔/달러 환율에 체계적인 영향을 미치지 못하였음을 나타낸다. 구두개입의 종류를 엔화약세 또는 강세 유도발언, 역풍적 또는 순풍적 유도발언으로 세분하여 구두개입의 효과를 검정하였으나 엔/달러 환율에 체계적으로 유의한 영향을 미치는 구두개입의 유형을 발견할 수가 없었다. 전장의 분석결과(<표 2>)가 일본 외환당국의 성공적인 구두개입을 지지하고 있음에도 불구하고 이와 같이 상반된 결과가 나타난 것은 식 (1)～(4)의 분석에서는 전장에서와는 달리 엔/달러 환율에 영향을 주는 변수로서 구두개입 이외에 실제개입, 목표환율 등을 추가적으로 고려하고 있기 때문일 것이다.

그런데 전장의 <그림 3>에서 볼 수 있듯이 구두개입 건수가 전체 표본기간에서 차지하는 비중이 상당히 높으며 대체로 골고루 분포되어 있다. 이는 일본 외환당국이 구두개입을 중요한 외환시장정책의 수단으로 활용하고 있으며 그 효과를 어느 정도 신뢰하고 있음을 간접적으로 보여 주는 것이다. 그럼에도 불구하고 <표 5>와 같은 결과가 발생한 이유를 본 연구에서는 구두개입과 실제개입간의 관계에서 찾아보고자 한다.

실제개입은 외환위험 관리, 외환당국의 신뢰성 유지, 시장금리 및 통화량의 변화를 통한 거시경제적 영향 등의 적지 않은 비용을 수반하기 때문에 위기 상황이 아니면 자주 사용할 수 있는 정책수단이 될 수 없다. 따라서 외환당국은 일상적으로는 비용이 매우 작은 구두개입을 이용하여 엔/달러 시장에 영향을 미치고자 하며, 반복적인 구두개입이 효과적이지 못할 경우에만 실제개입을 시행할 가능성이 있다. 이는 통화정책에서 Stein(1989)이 주장하는 ‘Cheap Talk’의 논리와 비슷하다.

Cheap Talk는 정책당국과 시장참여자간에 이루어지는 신호게임(signaling game)의 일종으로 볼 수 있다. 그런데 Cheap Talk 게임에서 정책당국이 시장참여자들에게 전달하는 메시지는 비용이 들지 않고 구속력이 없는 것으로 간주되고 있다. 그러나 Stein(1989)에 의하면 중앙은행이 통화정책을 수행하는 과정에서 이용하는 Cheap Talk는 시장참여자들에게 향후 통화정책과 관련하여 정확하지는 않으나 어느 정도 유용한 정보를 제공한다.

이와 같이 Cheap Talk의 논리가 일본 외환당국의 외환시장개입에서도 적용된다면 실제개입이 발생하기 직전의 일정 기간에 발생한 일본 외환당국의 구두개입은 실패했을 가능성이 크다. 즉, 평상시에는 일본 외환당국의 구두개입이 예상된 효과를 발휘하였으나 실제개입 시기에는 환율 불안정성이 확대되어 구두개입만으로는 엔/달러 환율에 영향을 미치기가 역부족이었다는 것이다. 이러한 경우 일본 외환당국의 실제개입 시기직전에는 구두개입의 빈도수가 크게 증가할 것으로 예상되는데 이는 <그림 2>에서 확인할 수 있다.

이와 같은 논의를 고려하여 본 연구에서는 실제개입 직전에 실시된 일본 외환당국의 구두개입을 제외한 후에 식 (1)～(4)를 재추정하였다. 이를 위해 본 연구에서는 실제개입 직전의 구두개입을 일본 외환당국의 실제개입 이전 1주일(영업일 기준)간에 관측된 구두개입으로 정의하였다. 이에 해당하는 구두개입 건수는 실증분석에 사용한 전체표본의 약 17%인 47건이다. 물론, 실제개입 직전의 구두개입을 이렇게 정의한 것은 자의적인 측면이 크다. 그러나 실제개입 시기의 직전기간을 1주일보다 길게 잡거나 짧게 잡더라도 동일한 문제로부터 자유롭지 못하며 보다 우월한 기준이 된다고도 확신할 수 없다.

먼저, 식 (1)～(4)를 재추정하기에 앞서 실제개입 이전 1주일간의 구두개입의 성공여부를 파악하기 위해 다음의 식을 추정하였다.

[eqn: TRIANGLE ``s_{t}~=~ alpha_{0}`+`alpha_{1}``TRIANGLE ``s_{t-1}`+`alpha_{2}``left(`s_{t-1}`-`s_{t-1}^{T}``right)`+`alpha_{3}``I_{t}`+`alpha_{4}``A_{t}^{9}`+`epsilon_{t}]

(5)

식 (5)에서 [eqn: A_{t}^9``]는 실제개입 이전 1주일간의 구두개입만을 나타내는 더미변수이며 엔화약세 유도발언의 경우 1, 엔화강세 유도발언의 경우 -1의 값을 취한다. 나머지 설명변수는 식 (1)～(4)에서와 동일하다. 회귀방정식 (5)의 추정결과는 <표 6>의 맨 마지막 열에 수록하였다. 이에 따르면 구두개입을 나타내는 변수가 통계적으로 유의한 것으로 추정되었으나 계수의 추정치가 음의 값을 보이고 있다. 이러한 결과는 실제개입 이전 1주일간의 구두개입은 전혀 외환시장에 영향을 주지 못하였으며 엔/달러 환율은 대부분 외환당국의 의도와는 정반대의 방향으로 변동하였음을 의미한다.

실제개입 직전 1주일 동안에 실시된 구두개입이 대부분 역풍적 엔화약세 유도발언으로 구성되어 있기 때문에 구두개입 변수를 발언내용과 개입형태별로 구분하지 않았다.

다음으로, 실제개입 직전의 시기를 제외한 기간에 실시된 일본 외환

당국의 구두개입 효과를 살펴보기 위해 실제개입 직전에 실시된 구두개입의 더미변수에 0의 값을 주고 식 (1)～(4)를 재추정하였으며 그 결과를 역시 <표 6>에 정리하였다. <표 6>에 정리되어 있는 식 (1)～(4)의 재추정 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 실제개입 시기의 1주일을 제외한 기간에서 일본 외환당국의 구두개입은 의도한 효과를 나타냈다. 이는 식 (1)에서 [eqn: alpha_{4}``]의 추정치가 양의 값을 가지고 있으며 [eqn: alpha_{4}`=`0``]라는 귀무가설 또한 1% 유의수준에서 기각할 수 있는 데에서 확인할 수 있다. 또한, [eqn: alpha_{3}``]와 [eqn: alpha_{4}``]의 추정치에 의하면 1번의 성공적인 구두개입은 평균적으로 약 1,410억엔의 실제개입과 동일한 효과를 발휘하였다. 본 연구의 표본기간 중에 일본 외환당국이 실시한 실제개입의 평균규모가 약 5,609억엔이므로 구두개입이 성공적일 경우 3.6회의 구두개입과 1회의 실제개입이 엔/달러 환율에 동일한 효과를 미쳤다고 볼 수 있다.

이와 같은 결과는 반복적인 구두개입이 실패하여 구두개입 효과의 한계를 실감했을 경우에만 외환당국이 실제개입을 실시했을 가능성을 지지해준다. 즉, Stein(1989)이 주장한 Cheap Talk의 논리가 통화정책뿐만 아니라 외환시장개입에서도 그대로 적용되고 있음을 일본 외환당국의 구두개입 사례가 보여주고 있다는 것이다.

둘째, 식 (2)를 재추정한 결과, 일본 외환당국의 엔화약세 유도발언은 엔화강세 유도발언에 비해 효과적인 것으로 나타났다. 엔화약세 유도발언 변수는 1%의 유의수준에서 통계적으로 유의할 뿐만 아니라 그 계수가 예상대로 양의 값을 갖는 것으로 추정된 반면, 엔화강세 유도발언 변수는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 한편, 식 (3)의 추정결과는 역풍적 구두개입은 성공적이었으나 순풍적 구두개입은 대체적으로 외환당국이 원하는 결과를 초래하지 못했음을 보여준다.

식 (2)～(3)의 추정결과에 따르면 엔화약세를 유도하는 역풍적 개입은 확실히 성공적이었을 것으로 추측되는데, 이는 식 (4)의 추정결과에서 확인할 수 있다. 예상대로 엔화약세를 유도하는 역풍적 구두개입 변수인 [eqn: A_{t}^{5}``]가 통계적으로 유의하다. 그런데 식 (4)의 추정식은 엔화약세를 유도하는 순풍적 구두개입도 성공적이었음을 추가적으로 보여주고 있다. 즉, 역풍적 또는 순풍적이던간에 개입의 형태에 관계없이 엔화약세를 유도하는 구두개입은 성공적이었다. 또한 [eqn: alpha_{9}``]와 [eqn: alpha_{11}``]의 추정치를 비교해 보면 엔/달러 환율이 엔화약세적 순풍개입보다 엔화약세적 역풍개입에 더 민감하게 반응하였음을 발견할 수 있다. 1회의 엔화약세적 역풍개입과 엔화약세적 순풍개입은 엔/달러 환율을 각각 약 0.18%, 0.14%씩 상승시키는 효과를 초래하였다.

한편, 역풍적 개입과 순풍적 개입 모두에서 엔화강세 유도발언은 전혀 일본 외환당국이 의도한 효과를 발휘하지 못하고 있다. 이를 고려해 볼 때 식 (3)의 추정식에서 역풍적 구두개입 변수가 높은 통계적인 유의성을 보인 것은 역풍적 엔화약세 발언이 유의한 효과를 나타냈기 때문이며, 순풍적 구두개입 변수가 낮은 통계적 유의성을 보인 것은 순풍적 엔화약세 발언이 효과적이었음에도 불구하고 순풍적 엔화강세 발언의 효과가 매우 낮았기 때문이다.

그런데, Ⅱ장의 <표 2>에서는 일본 외환당국의 엔화강세 유도발언이 약 75.0%의 성공률을 기록한 것으로 나타난 반면, <표 6>에서는 한결같이 전혀 실효성이 없는 것으로 나타났다. 이에 대해서는 다음과 같이 설명할 수 있다. 식 (1)～(4)에서 볼 수 있듯이 본 장의 실증분석에서는 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정을 반영하여 회귀모형을 추정하였다. 그러나 <표 2>에서는 이와 같은 엔/달러 환율의 자발적 수렴과정을 무시하고 엔화강세 유도발언의 성공률을 구하였다. 그런데 본 연구의 표본기간 중에는 일본의 경상수지가 지속적인 흑자를 기록하였기 때문에 엔/달러 환율이 장기적으로 하락세로 수렴해 가는 과정에 있었던 것으로 볼 수 있다. 따라서 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정을 반영하지 않았던 앞장의 분석에서는 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정 중에 발생한 엔/달러 환율의 하락이 엔화강세 유도발언의 성공사례로 인식될 가능성이 높다. 그러나 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정을 반영한 본 장의 회귀분석에서는 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정에서 발생하는 엔/달러 환율의 하락과 엔화강세 유도발언에 따른 엔/달러 환율의 하락을 식별할 수 있다. 이러한 이유로 인해 <표 2>와 <표 6>의 결과가 서로 상이하게 나타난 것으로 해석된다.

한편, 구두개입 효과의 지속성을 살펴보기 위하여 식 (1)-(4)에 구두개입 더미변수의 시차항을 추가하여 회귀방정식을 다시 추정하였다. 그런데 구두개입의 성격상 그 효과는 오래 지속되지 않을 것으로 예상된다. Ⅱ장에서 이미 설명하였듯이 일본 외환당국의 구두개입은 매우 잦은 빈도로 발생하였다. 즉 평균적으로 2-3일에 한 번씩 구두개입이 발생하였는데, 이는 외환당국이 구두개입의 단기적 효과만을 기대하고 있다는 것을 간접적으로 나타낸다고 볼 수 있다. 따라서 본 연구에서는 1차의 시차항만을 추가하여 구두개입 효과의 지속성을 검증하였다. 추정결과 구두개입 더미변수의 현재항과 1차 시차항의 계수가 모두 통계적으로 유의하고 양의 값을 갖는 것으로 나타난다면 구두개입의 효과가 적어도 이틀간 지속되었다는 것을 의미한다.

앞에서와 같이 실제개입 1주일간의 구두개입을 제외한 관측치를 이용하여 회귀방정식을 추정하였으며 그 결과를 <표 7>에 수록하였다. 이에 따르면 구두개입의 효과가 이틀 이상 지속되었다는 증거를 발견할 수 없다. 구두개입 변수의 현재항이 통계적으로 유의한 것으로 나타난 경우 이들 변수의 1차 시차항은 모두 통계적으로 유의하지 않은 것으로 추정되었다. 즉 이는 <표 6>의 결과를 통해 설명한 구두개입 효과가 당일에만 제한적으로 발생했다는 것을 의미한다.

Ⅴ. 결론 및 향후과제

본 연구에서는 2000～2002년 사이에 관측된 일본 외환당국의 구두개입 자료를 통해 일본 외환당국의 구두개입 행태에 대해 살펴보고 구두개입이 엔/달러 환율에 미치는 영향을 실증적으로 분석하였다. 일본 외환당국의 구두개입 자료는 일본 재무성 및 중앙은행 관료들이 엔/달러 환율과 관련하여 발언한 내용을 중심으로 발췌하였다.

본 연구에서는 일본 외환당국의 구두개입이 엔/달러 환율에 미치는 독립적인 효과를 식별해 내기 위해 엔/달러 환율의 자발적 장기수렴과정과 실제개입의 효과를 통제한 회귀모형을 추정하였다. 실증분석의 주요 결과는 다음과 같다. 첫째, 실제개입 이전 1주일간에 관측된 일본 외환당국의 구두개입을 제외한 실증분석에서는 일본 외환당국의 구두개입이 엔/달러 환율에 유의한 영향을 미쳤으나 이를 포함할 경우 일본 외환당국의 구두개입은 전혀 효과적이지 못한 것으로 나타났다. 이는 일본 외환당국이 평상시에는 구두개입 위주의 외환시장개입 정책을 실시하였으며 구두개입이 예상된 효과를 발휘하지 못할 경우에만 실제개입을 통해 엔/달러 환율을 의도한 방향으로 유도하려고 노력하였을 가능성을 나타낸다. 또한 외환당국의 구두개입이 평상시에는 의도한 효과를 제대로 발휘할 수 있으나 환율의 움직임이 극도로 불안한 시기와 같은 특수한 경우에는 구두개입의 효과를 기대할 수 없음을 간접적으로 시사한다. 한편, 본 연구의 결과에 의하면 구두개입은 당일에만 효과가 발생하고 그 이후의 지속성은 없는 것으로 나타났다.

그런데 이와 같은 흥미로운 발견에도 불구하고 본 연구의 실증분석 결과는 구두개입의 효과와 관련하여 사전적으로 예측 가능한 일반적인 증거를 제시하지는 못하고 있다. 예를 들어, 앞으로도 ‘구두개입이 성공할 것인가?’라는 물음에 대해서 본 연구의 실증분석 결과만을 보아서는 확실한 대답을 제시할 수 없다. 다만, 구두개입이 환율이 극도로 불안한 시기와 같은 특수한 상황이 아닌 평상적인 시기에 실시될 경우 외환당국이 구두개입을 통해 자국환율에 유의한 영향을 미칠 수 있다는 제한적인 대답은 가능하리라고 본다.

둘째, 일본 외환당국의 구두개입은 엔화강세 유도발언보다는 엔화약세 발언이 훨씬 효과적이었으며, 순풍적 구두개입보다는 역풍적 구두개입이 실효성 측면에서 훨씬 우월한 것으로 나타났다. 특히, 역풍적 엔화약세 유도발언의 경우 그 효과가 가장 큰 것으로 나타났다. 본 연구의 표본기간 중에 일본정부는 엔화약세 지지정책을 일관되게 추진하였다. 엔화약세를 통한 수출증대가 1990년 이후 지속된 장기불황에서 탈피할 수 있는 유일한 수단으로 인식되었기 때문이다. 이러한 상황하에서 일본 외환당국의 엔화강세 유도발언은 외환시장 참여자들의 신뢰를 확보하는데 실패할 가능성이 높다. 이에 반해 엔화약세 유도발언은 일본정부의 거시경제정책에 부합하는 구두개입이기 때문에 외환시장 참여자들의 신뢰를 쉽게 확보할 수 있으며, 이로 인해 구두개입의 효과가 매우 크게 나타난 것으로 볼 수 있다.

본 연구의 완성도를 높이기 위해서는 다음과 같은 점이 보강되어야 할 것으로 보인다. 첫째, 일본 외환당국의 구두개입과 엔/달러 환율의 변동성간의 관계를 살펴보는 것도 매우 흥미로운 연구가 될 수 있을 것이다. 직관적으로, 역풍적 구두개입보다는 순풍적 구두개입 이후에 엔/달러 환율의 변동성이 확대될 가능성이 높다. 이러한 가능성을 확인하는 작업이 추가적으로 이루어질 경우 본 연구의 완성도를 보다 높일 수 있을 것이다.

둘째, 본 연구에서는 일본 외환당국의 구두개입이 엔/달러 환율에 영향을 미치는 채널을 다루지 않고 있다. 외환당국의 구두개입은 미래 환율정책 및 방향에 대한 외환당국의 의지를 반영한다. 따라서 외환당국의 구두개입은 외환시장 참여자들이 기존에 가지고 있던 미래환율에 대한 기대에 변화를 초래하여 현재의 환율에 영향을 미치게 된다. 이러한 측면에서 외환당국의 구두개입이 실제로 미래환율에 대한 시장의 기대에 영향을 주었는가를 분석하는 것도 의미 있는 작업이 될 수 있을 것이다.

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<표 1>              일본 외환당국 구두개입의 특징

(단위: 건)

구 분		발언내용별 구두개입		합 계
		엔화약세 유도	엔화강세 유도
구두개입 형태	역풍적 개입	128	24	152
	순풍적 개입	107	20	127
합 계		235	44	279

주: 1) 엔화약세 유도발언은 엔화약세 지지발언과 엔화강세 억제발언으로 구성되어 있으며, 엔화강세 유도발언은 엔화강세 지지발언과 엔화약세 억제발언으로 구성되어 있음.

2) 역풍적 구두개입은 구두개입 이전의 환율변화율이 양의 값을 가질 때 관측되는 엔화약세 억제발언과 엔화강제 지지발언으로 구성되어 있으며, 구두개입 이전의 환율변화율이 음의 값을 가질 때 관측되는 엔화강세 억제발언과 엔화약세 지지발언으로 구성되어 있음.

3) 순풍적 구두개입은 구두개입 이전의 환율변화율이 양의 값을 가질 때 관측되는 엔화약세 지지발언과 엔화강세 억제발언으로 구성되어 있으며, 구두개입 이전의 환율변화율이 음의 값을 가질 때 관측되는 엔화강세 지지발언과 엔화약세 억제발언으로 구성되어 있음.

<표 2>            일본 외환당국의 구두개입 성공비중

(단위: 건, %)

구두개입 형태	구두개입 발언내용	구두개입 건수(A)	구두개입 성공 건수(B)	성공비율 ((B/A)x100)
역풍적 개입	엔화약세 유도발언	128	78	60.9
	엔화강세 유도발언	24	16	66.7
	소 계	152	94	61.8
순풍적 개입	엔화약세 유도발언	107	65	60.7
	엔화강세 유도발언	20	10	50.0
	소 계	127	75	59.1
합 계		279	169	60.6

주: 1) 엔화약세 유도발언은 엔화약세 지지발언과 엔화강세 억제발언으로 구성되어 있으며, 엔화강세 유도발언은 엔화강세 지지발언과 엔화약세 억제발언으로 구성되어 있음.

2) 구두개입 이전의 환율변화율이 양(음)의 값을 가질 때 성공적인 순풍적 구두개입은 엔화약세(엔화강세) 이후의 환율변화율이 양(음)의 값을 그대로 유지하는 경우로 정의하였음.

3) 구두개입 이전의 환율변화율이 양(음)의 값을 가질 때 성공적인 역풍적 구두개입은 엔화강세(엔화약세) 유도발언 이후의 환율변화율이 음(양)의 값으로 전환되는 경우로 정의하였음.

<표 3>    환율범위별 일본 외환당국의 실제개입 건수 및 금액

(단위: 억엔)

환 율 범 위	수 단	건 수	금 액
140～145엔	달러화 매도	3건	2,736
135～140엔	달러화 매도	1건	139
130～135엔	달러화 매도	8건	30,581
125～130엔	달러화 매도	20건	15,338
120～125엔	달러화 매수	8건	51,987
115～120엔	달러화 매수	12건	58,069
110～115엔	달러화 매수	17건	13,815
105～110엔	달러화 매수	28건	38,310
100～105엔	달러화 매수	51건	77,831
95～100엔	달러화 매수	35건	27,257
90～95엔	달러화 매수	9건	5,406
85～90엔	달러화 매수	16건	20,718
80～85엔	달러화 매수	7건	3,680
합 계		215건	345,867

자료: 일본 재무성 홈페이지(www.mofe.jp.go)

<표 4>                회귀오차의 이분산 검정결과

	회귀모형 (1)	회귀모형 (2)	회귀모형 (3)	회귀모형 (4)
White	7.254	7.415	13.974	14.603
ARCH	6.71E-05	0.00023	0.00518	0.01691

주: 1) 표의 수치는 [eqn: chi^{2}``] 통계량임.

2) *, **, ***는 각각 1%, 5%, 10% 수준에서 유의함을 나타냄.

<표 5>                  회귀방정식 추정결과 (Ⅰ)

변 수	회귀모형 (1)	회귀모형 (2)	회귀모형 (3)	회귀모형 (4)
[eqn: α_0]	-0.000353 (0.000302)	-0.000444 (0.000350)	-0.000354 (0.000303)	-0.000453 (0.000349)
[eqn: △s_t-1``]	-0.023146 (0.036373)	-0.021885 (0.036472)	-0.018008 (0.041590)	-0.013964 (0.041685)
[eqn: s_t-1 - s_{t-1}^T``]	-0.005971** (0.003098)	-0.006318** (0.003171)	-0.005930** (0.003104)	-0.006334** (0.003170)
[eqn: I_{t}``]	-0.0000007* (0.0000002)	-0.0000007* (0.0000002)	-0.0000007* (0.0000002)	-0.0000007* (0.0000002)
[eqn: A_{t}``]	0.000465 (1.114363)	-	-	-
[eqn: A_{t}^1``]	-	0.000615 (0.000508)	-	-
[eqn: A_{t}^2``]	-	-0.000004 (0.000998)	-	-
[eqn: A_{t}^3``]	-	-	0.000577 (0.000606)	-
[eqn: A_{t}^4``]	-	-	0.000356 (0.000598)	-
[eqn: A_{t}^5``]	-	-	-	0.000455 (0.000694)
[eqn: A_{t}^6``]	-	-	-	0.001603 (0.001331)
[eqn: A_{t}^7``]	-	-	-	0.000825 (0.000677)
[eqn: A_{t}^8``]	-	-	-	-0.001937 (0.001452)
[eqn: R^{2}``]	0.024	0.025	0.025	0.029
D.W.	1.991	1.990	1.991	1.998

주: 괄호안의 수치는 표준오차를 나타내며 *, **, ***는 각각 1%, 5%, 10% 수준에서 유의함을 나타냄.

<표 6>                 회귀방정식 추정결과 (Ⅱ)

변 수	회귀모형 (1)	회귀모형 (2)	회귀모형 (3)	회귀모형 (4)	회귀모형 (5)
[eqn: α_0]	-0.000451 (0.000297)	-0.000708** (0.000340)	-0.000449 (0.000297)	-0.000718** (0.000339)	-0.000080 (0.000290)
[eqn: △s_t-1``]	-0.019484 (0.036105)	-0.017008 (0.036106)	-0.001330 (0.040070)	-0.004596 (0.040077)	-0.041330 (0.003599)
[eqn: s_t-1 - s_{t-1}^T``]	-0.005843*** (0.003086)	-0.006898** (0.003157)	-0.005708*** (0.003089)	-0.006815** (0.003155)	-0.006207** (0.003070)
[eqn: I_{t}``]	-0.0000008* (0.0000002)	-0.0000008* (0.0000002)	-0.0000008* (0.0000002)	-0.0000009* (0.0000002)	-0.0000012* (0.0000003)
[eqn: A_{t}``]	0.001128* (0.000434)	-	-	-
[eqn: A_{t}^1``]	-	0.001602* (0.000529)	-	-	-
[eqn: A_{t}^2``]	-	-0.000264 (0.000991)	-	-	-
[eqn: A_{t}^3``]	-	-	0.001602** (0.000629)	-	-
[eqn: A_{t}^4``]	-	-	0.000659 (0.000625)	-	-
[eqn: A_{t}^5``]	-	-	-	0.001823** (0.000728)	-
[eqn: A_{t}^6``]	-	-	-	0.001448 (0.001323)	-
[eqn: A_{t}^7``]	-	-	-	0.001433** (0.000713)	-
[eqn: A_{t}^8``]	-	-	-	-0.002299 (0.001440)	-
[eqn: A_{t}^8``]					-0.003868* (0.001080)
[eqn: R^{2}``]	0.031	0.034	0.033	0.039	0.039
D.W.	2.002	2.000	2.002	2.001	2.011

주: 괄호안의 수치는 표준오차를 나타내며 *, **, ***는 각각 1%, 5%, 10% 수준에서 유의함을 나타냄.

<표 7>                구두개입 지속성의 추정결과

변수	회귀모형 (1)	회귀모형 (2)	회귀모형 (3)	회귀모형 (4)
[eqn: alpha_{0}``]	-0.000527 (0.000302)	-0.000675** (0.000371)	-0.000534*** (0.000303)	-0.000711*** (0.000370)
[eqn: △s_t-1``]	-0.025840 (0.036221)	-0.022712 (0.036230)	-0.005010 (0.040161)	-0.004391 (0.040260)
[eqn: s_t-1 - s_{t-1}^T``]	-0.005363*** (0.003085)	-0.005939*** (0.003206)	-0.005227*** (0.003091)	-0.006008*** (0.003204)
[eqn: I_{t}``]	-0.0000007* (0.0000002)	-0.0000007* (0.0000002)	-0.0000008* (0.0000002)	-0.0000008* (0.0000002)
[eqn: A_{t}``]	0.000958** (0.000447)	-	-	-
[eqn: A_{t-1}``]	0.000718 (0.000446)		-	-
[eqn: A_{t}^1``]	-	0.001485* (0.000540)	-	-
[eqn: A_{t-1}^1``]	-	0.000473 (0.000540)		-
[eqn: A_{t}^2``]	-	-0.000628 (0.001013)		-
[eqn: A_{t-1}^2``]	-	0.001546 (0.001012)
[eqn: A_{t}^3``]	-	-	0.001493** (0.000632)
[eqn: A_{t-1}^3``]	-	-	0.000674 (0.000595)
[eqn: A_{t}^4``]	-	-	0.000410 (0.000640)
[eqn: A_{t-1}^4``]			0.000851 (0.000615)
[eqn: A_{t}^5``]				0.001722** (0.000731)
[eqn: A_{t-1}^5``]				0.000136 (0.000696)
[eqn: A_{t}^6``]				0.000859 (0.001343)
[eqn: A_{t-1}^6``]				0.002894** (0.001338)
[eqn: A_{t}^7``]				0.001282*** (0.000725)
[eqn: A_{t-1}^7``]				0.000963 (0.000711)
[eqn: A_{t}^8``]				-0.002856*** (0.001462)
[eqn: A_{t-1}^8``]				0.000193 (0.001429)
[eqn: R^{2}``]	0.030	0.034	0.032	0.043
D.W.	2.006	2.002	2.006	2.008

주: 괄호안의 수치는 표준오차를 나타내며 *, **, ***는 각각 1%, 5%, 10% 수준에서 유의함을 나타냄.

<그림 1>       엔/달러 환율과 일본 외환당국의 구두개입

주: 엔/달러 환율은 뉴욕 외환시장의 종가임.

자료: Bloomberg

<그림 2>      일본 외환당국의 구두개입 및 실제개입 빈도

주: 일본 외환당국의 구두개입 시기는 구두개입이 관측된 시기에 1의 값을, 구두개입이 관측되지 않은 시기에 0의 값을 주는 방식으로 작성하였음.

자료: 일본 재무성 홈페이지(www.mof.go.jp)

<그림 3>             일본 외환당국의 실제개입 추이

자료: 일본 재무성 홈페이지(www.mofe.jp.go)

<그림 4>               엔/달러 환율의 로그 차분