규제완화정책에 따른 은행산업의

사회후생손실규모 측정

한양대학교 경제금융대학 경제금융학부

교수 전영서

조병택

손정식

1. 서론

과거 우리나라 정부는 경제개발 추진과정에서 제한된 자원을 이용하여 실물경제를 지원하기 위해 금융기관을 이용하여 왔다. 금융기관은 60년대와 70년대에 걸쳐 경제발전에 필요한 재원을 국내외 자본시장으로부터 조달하여 수출기업 등 국가전략산업에 집중 배분하는 역활을 담당함으로써 우리경제가 빈곤의 악순환에서 탈피하여 급속한 성장을 이룩하는데 기여하였다.

경제발전과정에서 중추적인 역할을 담당해 온 금융기관은 산업구조 조정과정에서 부실기업 인수 등을 통해 발생하는 부작용을 흡수하는 방파제로서 역활을 담당해 왔다.  그러나 이 과정에서 금융기관은 상업성에 기초한 이윤추구 행동을 취하지 못했고 수익성 및 효율성 저하, 부실채권 누적, 경영진의 도덕적 해이 등과 같은 부작용을 안게 되었다.

금융기관 중 은행산업에 대해 정부는 안정성 및 소비자 보호 등의 목적을 위해 엄격한 규제를 통해 은행경영을 통제하여 왔다.  이와함께 은행산업에 대한 규제목표는 은행산업의 시장실패, 즉 외부성, 시장독점 및 정보의 비대칭성으로부터 발생하는 문제를 최소화하는 것과 더불어 개발도상국의 경우에 부가적으로 발생하는 경제 및 산업정책상 목적달성을 위한 자원배분과정에서의 정부 개입의 필요성이 요구되었다.  더구나 외환위기 이후 정부는 금융기관의 건전성 및 지급여력을 확보함으로써 지불결제시스템의 안정성을 보호하기 위해 더욱 강력한 규제가 필요하게 되었다. 은행산업은 타 산업과 달리 파급효과가 큰 관계로 한 은행이 도산할 경우 다른 금융기관으로 파급될 위험이 매우 높아지기 때문이다.

정부가 은행산업을 여러가지 규제목표하에서  운형하여 왔으나 금융환경 변화로 규제로 인한 비용이 수익을 초과함에 따라 전세계적으로 선진국들은 점진적으로 규제완화를 추진하고 있는 실정이다.  은행산업에 대한 선진국들의 규제완화의 주요 이유는 은행산업에 대한 정부의 비대칭적 정보로 인하여 정부의 규제와 간섭이 은행산업의 발전을 오히려 방해할 수 있기 때문에 은행자율화를 촉진하면서 경쟁제한적 규제를 완화하는 한편 은행의 건전성관련 규제는 강화하고 있는 추세이다.

90년대에 들어와 금융산업은 세계적인 금융자율화·개방화의 진전과 비약적인 정보통신기술의 발달을 배경으로 세계화·겸업화가 급속히 전개되는 가운데 주요 선진국들의 정부마다 금융개혁을 추진하고 있다. 금융자율화와 개방화라는 국제적 추세하에서 우리나라 정부도 90년대 들어 국가경쟁력 확보 차원에서 금융개혁을 적극적으로 시도하였다. 그러나 우리나라는 90년대 중순부터 OECD에 가입하면서 금융시장의 대외개방의 확대가 불가피해지면서 국내 금융산업에 대한 대외경쟁력의 취약성이 노출되었다. 과거 오랜기간동안 정부의 안일한 규제 가운데 금융기관들은 전문화정도도 부족하였고, 규모의 경제를 활용할 만큼 대형화를 달성하지 못하면서 은행산업의 경쟁력은 대외적으로 매우 취약한 것으로 나타났다.  따라서 정부는 금융자유화 및 규제완화를 촉진하여 금융기관의 대외경쟁력을 향상하는 금융혁신을 달성하여야 하는 과제를 질머지게 되었으며, 이를 뒷받침하는 금융기관의 개혁정책을 강력히 추진할 필요가 발생하게 되었다. 특히, 금융기관에 대한 규제완화정책은 금융기관에 의한 경쟁촉진을 허용하여 소비자에게 더 높은 혜택을 제공함으로써 자원배분을 왜곡을 피할수 있게 되고 장기적인 경제적 효율성을 달성할 수 있다.

본 연구에서는 우리나라 정부가 과거 은행산업에 부과하였던 규제완화정책에 따라 금리자유화및 경쟁촉진청책으로 인하여 은행산업의 과점구조로 인한 사회적 비용이 어떻게 변화되었는지를 계량적으로 분석하고자 하였다. 이러한 목표를 달성하기 위해 은행산업에 존재하는 진입장벽에 근거한 과점시장구조에 따른 근거한 사회후생적 비용을 실증적으로 추정해 보고자 한다. 은행산업을 중심으로 시장진입 규제정책에 따라 과점 시장구조가 형성되었을 때 과점시장구조로 인한 자중손실(deadweight loss)이 얼마만큼 인지를 은행산업의 수요공급곡선의 실증적인 추정을 통해서 계량적으로 계산해 보고자 한다. 마지막으로  은행산업을 대상으로 시장진입장벽이 얼마만큼 경영성과 혹은 시장성과에 기여하였는지를 실증적으로 분석해 보고자 한다.

본 연구에서는 시장장벽으로 인한 은행산업의 사회적 비용을 국내에서 처음으로 연구하고자 한다. 더구나 은행산업의 과점적 시장구조로 인한 자중손실(Deadweight loss)에 대해서 실증적으로 연구한 논문이 우리나라에서는 전무하므로 향후 본 논문의 실증결과는 은행산업의 경쟁촉진정책이나 M&A정책의 효과를 분석하는데 기여할 것으로 에상된다.

따라서 본 연구에서는 과점시장이라고 가정하여 과점적 시장구조를 갖고 있는 은행시장이 갖고 있는 자중손실을 계량적으로 추정하고자 한다. 이를 위하여 먼저 2장에서는 과점시장하에서의 모형을 설명하고, 3장에서는 수요·공급모형에 근거하여 은행시장의 수요·공급곡선을 통하여 수요의 가격탄력성을 계산하여 보고, 다음으로 은행산업의 허핀달지수, 추측된 변화등의 자료를 이용하여 은행산업의 사회후생손실을 계측하고자 하였다.

2장  은행산업의 사회후생손실에 대한 실증연구

1. 은행산업이 독점시장인 경우 사회후생손실

은행산업이 독점과 같이 시장이 불완전 경쟁상태에 놓여 있는 상태에서 독점으로 인하여 발생하는 사회후생의 순손실은  계량적으로 측정할 수 있다.  <그림1>에서 보는 바와 같이 은행산업의 독점이자율과 완전경쟁시장에서의 경쟁이자율을 각각 pm과 pc로 정의하고, 또한 이에 대응되는 대출규모를 각각 qm과 qc로 정의하였다. 여기에서 독점의 사회적 비용은 <그림 1>에서 빗금친 면적으로 나타나는 이른바 후생손실의 삼각형으로 독점시장으로 인해 발생하는 소비자 잉여손실분인 면적 A와 생산자 잉여에 대한 손실분인 면적 B로서 정리될 수 있다.

< 그림 1 >

먼저, 독점시장으로 인해 발생하는 소비자 잉여에 대한 사회후생의 손실분인 영역 A는  독점이자율과 완전경쟁 이자율간의 차이인 pm- pc 와 완전경쟁시장 이자율하에서의 대출규모( qc )과 독점이자율 하에서의 대출규모( qm)차인 qc - qm 의 곱한 값을 1/2한 값으로 어림치하여 다음과 같이 정의할 수 있다.

[eqn: DWL &= 1 over 2 ( p^m -p^c ) (q^c -q^m )## & = 1 over 2 (dp*dq)## &= 1 over 2 { dp over p^m } * {dq over q^m } * p^m q^m]                                   (1)

수요곡선의 이자율탄력성인 [eqn: epsilon _d = - {{( q^c -q^m )} over q^m } /{{( p^c -p^m )} over p^m } ={{ dq} over q^m } / {{ dp} over p^m }]의 공식을 활용하면 수요의 이자율탄력성은

[eqn: {{( q^c -q^m )} over q^m } = epsilon _d *{{( p^m -p^c )} over p^m } = epsilon _d *{{ dp} over p^m }]                    (2)

와 같이 전개될 수 있다. 식(2)를 식(1)에 대입하면

[eqn: DWL &= 1/2{ □_d ({dp over p^m})^2}* p^m q^m]                                  (3)

가 된다. 만약 t = dp/pm = (pm -pc)/pm 로 정의한다면 독점으로 인한 소비자잉여의 손실분은

[eqn: DWL= 1/2( t^2 * □_d *TR_m )]                                     (4)

가 된다. 여기에서 [eqn: TR_m = p^m q^m]은 은행시장이 독점인 경우 은행산업의 총수익을 의미한다.  또한 t는 독점이자율이 경쟁이자율에서 벗어나 있는 이자율왜곡도를 의미한다. Harberger(1954)를 위시하여 대부분의 경제학자들은 개별산업들이 CRTS의 생산기술을 소유하였다고 가정하면서  pc = MC = AC 로 가정하여 t를 계산하였고, 이들은 또한 독점기업의 사회후생상의 손실을 계산하면서 사회후생 손실중 소비자 잉여손실분인 면적 A만을 계산하여 추정하였다.

식(4)는 시장이 독점인 상태에서 발생하는 사회후생손실로서 은행산업의 생산기술이 수확불변이라고 가정하에서 소비자 잉여의 손실만을 한정하여 계산한 결과이다. 그런데 개별산업이 수확불별에 근거하여 생산하지 않을 경우 독점시장으로 인해서 발생하는 사회후생상의 손실부분은 소비자잉여의 손실부분인 면적 A뿐만 아니라 독점시장으로 인하여 발생하는 생산자 잉여의 손실분인 면적 B도 함께 발생하게 된다. 그러나 은행산업에 대한 실증연구[심철웅(1999)]를 살펴볼 것 같으면 은행산업은 규모의 경제가 발생하는 산업으로 분석되므로 소비자 잉여의 손실부분인 면적 A만으로 독점으로 인한 사회후생손실을 추정하는 것은 큰 무리가 없다고 평가할 수 있다.

2.  은행산업이 과점시장인 경우 사회후생손실

은행산업이 과점시장인 경우 독점과 마찬가지로 과점으로 인해 발생하는 소비자잉여와 생산자 잉여의 손실로 표현되는 사회후생의 손실에 대한 추정방법은 Cowling and Waterson(1976) 등의 연구로부터 시작되었다. 먼저 특정재화의 시장 내에 n개의 기업이 존재한다고 가정한다.  p는 시장이자율, [eqn: q_i]는 개별은행 i의 대출규모라고 하면 시장전체의 대출규모는 [eqn: Q = SUM from { { i}=1} to n q_i] , 그리고 시장의 대출수요함수는 p =p(Q)로 표시할 수 있다. 또한 개별은행의  비용함수를[eqn: c_i = c_i ( q_i )]로 표시하면 이윤극대화를 위한 개별은행 i의 목적함수는 다음과 같이 나타낼 수 있다.

[eqn: &Max~~ PI_i = pq_i - c_i (q_i )# &q_i]                                    (5)

i 은행의 이윤함수에 대해서 대출규모 [eqn: q_i] 로 편미분하면 i은행에 대한 이윤극대화를 위한 일계조건은 다음과 같이 유도할 수 있다.

[eqn: {partial PI_i} over {partial q_i } = ({partial p }over {partialQ})({partialQ} over {partial q_i }) q_i + p -({partial c_i} over {partialq_i }) = 0]                     (6)

식(6)로 부터  i은행의 한계수입은 i 은행의 한계비용과 같아진다는 이윤극대화 조건을 구할 수 있다.

[eqn: ({partial p }over {partialQ})({partialQ} over {partial q_i }) q_i + p = ({partial c_i} over {partialq_i })]                                   (7)

한편 식(7)을 개별은행의 러너지수인 [eqn: {(p - MC_i ) }over p]로 전개하면

[eqn: {(p - MC_i ) }over p = - ({partial p }over {partialQ})({partialQ} over {partial q_i }) ( Q over p )( q_i over Q )]                               (8)

가 된다. 식(8)에서 [eqn: - ({partial p }over {partialQ}) ( Q over p ) = 1 over epsilon_p] 로서 시장수요의 이자율탄력성의 역수이고, 또한 [eqn: q_i over Q = S_i]로서 i 은행의 시장점유율을 나타내고 있다.  또한 [eqn: Q = SUM from { { i}=1} to n q_i] 이므로

[eqn: ({partialQ} over {partial q_i }) = [1 + SUM from { { i}=1} to n ( {partial q_j } over { partial q_i } )] (단 i ≠ j)]

가 성립한다.

따라서 식(8)에서 [eqn: {partial q_j } over { partial q_i } = lambda_i] 로 추측된 변화( conjectural variation)으로 정의하고, 시장수요의 이자율탄력성, i 은행의 시장점유율(Si)과 러너지수를 사용하면 식(8)는 다음과 같이 정리된다.

[eqn: {(p - MC_i )} over p = {S_i (1+□_i )} over □_d]                                      (9)

여기에서 [eqn: MC_i] 는  i 은행의 한계비용을, [eqn: S_i] 는  i 은행의 시장점유율([eqn: q_i overQ])을, □i 는 i 은행의 생산량 결정에 대한 여타 은행의 추측된 변화(conjectual variation)를, [eqn: epsilon_d] 는 시장수요의 이자율탄력성을 의미한다.

한편 특정재화의 시장이 과점시장이므로 여러 개의 은행이 함께 경쟁하고 이들 은행들의 비용함수가 서로 다르므로 개별은행의 한계생산비용과는 별도로 시장전체의 한계생산비용을 정의할 필요가 있다. 일반적으로 시장전체의 한계비용은 개별은행의 한계비용을 개별은행의 시장점유율로 가중평균하여 정의하여 사용한다. 따라서 시장전체의 한계비용은 다음과 같이 정의할 수 있다.

[eqn: MC = SUM from { { i}=1} to n S_i MC_i]                                           (10)

식(10)에서 정의한 시장전체의 한계비용을 개별은행의 시장점유율로 가중평균하여 계산한 것처럼 식(9)로 주어진 개별은행의 이자율-비용마진을 시장전체의 이자율-비용마진을 구할 수 있다. 시장전체의 이자율-비용마진을 계산하기 위하여 식(9)의 양변에 개별은행의 시장점유율([eqn: S_i])을 곱하고 n개의 은행에 대해 합하면

[eqn: { SUM from i=0 to n ({S_i p - S_i MC_i )} } over { SUM from i=0 to n{S_i p}}} = {SUM from i=0 to n S_i^2 ( 1 + lambda _i )} over {SUM from i=0 to n S_i epsilon _d}]                                 (11)

가 된다. 만약 시장전체의 추측된 변화가 개별은행의 추측된 변화에 대해서 시장점유율을 승하여 가중평균한 값으로 [eqn: □ = {SUM from { { i}=1} to n S_i^2 □_i } over {SUM from { { i}=1} to n S_i^2 }] 으로 정의하면, 식(11)의 우변 분자의 두번째 항은

[eqn: SUM from i=0 to n S_i^2 lambda _i = lambda SUM from i=0 to n S_i^2 = lambda H]

가 된다. 그러므로 식(11)은 다음과 같이 정리될 수 있다.

[eqn: {(p - MC )} over p = { H (1+□ )} over □_d]                                        (12)

여기에서 MC는 개별은행의 한계비용을 시장점유율로 가중평균한 시장전체의 한계비용을, [eqn: H = SUM from { { i}=1} to n S_i^2]는 허핀달지수(Herfindahl Index)를 의미한다.  따라서, 식(12)에 나타나는 시장전체의 러너지수는 시장구조변수인 허핀달지수와 시장행태변수인 시장전체의 추측된 변화, 수요함수의 이자율탄력성 등의 함수로 표현하고 있다.

<그림 1>에서와 같이 과점시장의 소비자 잉여의 손실분을 계산하기 위하여 시장내의 모든 은행들이 한계비용과 평균비용이 서로 같아지는 규모에 대한 보수불변의 생산함수를 갖는다고 가정하여 식(12)은

[eqn: {(p - MC )} over p ={(p - AC )} over p = dp over p = { H (1+□ )} over □_d]                     (13)

가 된다.  또한 (13)식의 양변에 시장수요의 이자율탄력성을 곱하면 다음과 같은 식을 얻을 수 있다.

[eqn: dp over p dQ over dp p over Q = dQ over Q]= H(1 + □)                          (14)

식(13)와 (14)를 그림 1에서와 같이 면적 A을 계산하면 다음과 같아진다.

[eqn: DWL = 1 over 2 dp*dQ = 1 over 2 {H^2 (1+□)^2 } over epsilon_d TR]                        (15)

즉, 과점시장과 같은 불완전경쟁으로 인해 발생하는 소비자 잉여의 손실은 과점시장내에 있는  시장구조지표(H), 그리고 시장행태변수(□), 이자율탄력성및 시장의 총수입 등에 의해 측정될 수 있다.

식(15)에 근거하여 은행산업의 사회후생손실을 추정할 경우에 은행산업의 시장행태변수(□)에 대한 정확한 정보를 얻기 힘들다. 일반적으로 쿠르노 경쟁(Cournot competition)상태인 □=0 을 가정하지만, 현실적으로 이러한 시장행태변수에 대한 정확한 계측은 불가능하다고 할 수 있다. 따라서 식(15)로 추정된 사회후생 손실분은 시장행태변수에 대한 자의적 가정으로 인해 과대 혹은 과소평가될 가능성이 매우 높다고 할 수 있다.

3장  불완전 경쟁에 의한 사회후생손실의 추정

1.  연구대상은행과 추정자료

은행시장은 시중은행과 지방은행으로 과점시장구조로 경쟁하고 있으며, 이에 따라 사회후생손실은 식(15)와 같이 과점시장으로 가정하여 은행산업의 사회후생손실을 측정해 보기로 한다. 식(15)에 근거하여 사회후생손실을 계산하기 전에 먼저 은행시장의 수요와 공급곡선의 이자율탄력성과 은행산업의 총수입, 허핀달지수(H), 추측된 변화([eqn: lambda])에 대한 값을 우선적으로 추정하여야 한다.

먼저 은행산업의 수요과 공급이자율탄력성은 은행산업의 대출수요와 공급곡선을 부분균형모형에 근거하여 추정하였고, 은행산업의 총수입, 허핀달지수(H)은 28개 은행의 대출규모를 기준으로 하여 각각 계산하였다.

<표 1>에서 우리나라 일반은행(18개), 지방은행(10개), 특수은행(4개)이 연대기적으로 생성하여, 성숙하고, 쇠락하면서 합병되어가는 변천과정을 표현하였다. 특히 우리나라 은행산업은 외환위기이후 시장구조가 급격히 변화하게 되었는데 자기자본비율이 낮은 은행들은 퇴출되거나 합병대상이 되어 시장에서 소멸되어 갔지만 자기자본비율이 높은 은행으로서 수익성이 높은 은행들은 경쟁력을 확보하기 위해 대형화하는 추세를 나타내고 있다. 본 연구에서는 가급적 일반은행과 지방은행을 중심으로 연구대상으로 삼고자 하였으며, 연구대상으로서 일반은행은 서울, 新韓, 第一, 朝興, 外換, HANA, 韓美 등 17個 시중은행의 자료를 사용하였으며, 地方銀行으로는 慶南, 光州, 釜山, 全北, 濟州 등 5個 銀行을 연구대상으로 하였다. 이같은 시중은행과 지방은행중에서 資料는 있으나 退出되거나 合倂된 銀行은 제외하였다.

은행시장에 대한 산출물은 연구자에 따라 다양하게 정의되고 있어 통일된 견해가 없는 실정이다.  산출물에 대한 다양한 정의는 은행산업이 갖고 있는 독특한 생산구조를 연구자들마다 서로 다른 측면에서 보고 있기 때문이다. 본 연구에서는 은행을 자금중개를 하는 서비스업으로 보고 산출물을 대차대조표상의 대출금으로 정의하였다.

<표 1>    년도별 은행산업의 변천과정

區分	銀 行 名	1950年代 以 前	1950年代	1960年代	1970年代	1980年代	1990年代	2000年代	備 考
一般銀 行 (18個銀行)	1. 國民銀行	-	-	63.02.01.	○	○	○	○	特殊→一般銀行轉換(1995)
	2. 大東銀行	-	-	-	-	89.05.04.	98.06.退出	×
	3. 東南銀行	-	-	-	-	89.11.01.	98.06.退出	×
	4. 同和銀行	-	-	-	-	89.01.19.	98.06.退出	×
	5.Boram銀行	-	-	-	73.06.07.	○	99. 하나 合倂	×	漢陽-金星投金轉換(1991)
	6. Seoul銀行	-	59.12.01.	○	○	○	○	○
	7. 新韓 銀行	-	-	-	-	81.07.07.	○	○
	8. 第一 銀行	1929.07.01	○	○	○	○	○	○
	9. 朝興 銀行	1887.02.19	○	○	○	○	○	○
	10.平和 銀行	-	-	-	-			○
	11.Hana銀行	-	-	-	71.06.25.	○	○	○	韓國投金轉換(1991. 07)
	12.韓國商業 銀 行	1899.01.30	○	○	○	○	99. 合 倂 한빛 新設	×
	13.韓國長期 信用銀行	-	-	67.04.25.	○	○	99. 退 出	×
	14.韓美銀行	-	-	-	-	83.03.16.	○	○
	15.韓一銀行	1932.12.16	○	○	○	○	99. 合 倂 한빛 新設	×
	16.韓國外換 銀 行	-	-	67.01.30.	○	○	○	○	特殊→一般銀行轉換(1989)
	17.韓國住宅 銀 行	-	-	67.07.10.	○	○	○	○	特殊→一般銀行轉換(1997)
	18.HANVIT 銀 行	-	-	-	-	-	99. 合倂 新設	○
地 方 銀 行 (10個銀行)	1. 江原銀行	-	-	-	70.04.03.	○	99. 朝興 合倂	×
	2. 京畿銀行	-	-	69.12.08.	○	○	98.06.退出	×
	3. 慶南銀行	-	-	-	70.05.22.	○	○	○
	4. 光州銀行	-	-	68.12.20.	○	○	○	○
	5. 大邱銀行	-	-	67.10.07.	○	○	○	○
	6. 釜山銀行	-	-	67.10.10.	○	○	○	○
	7. 全北銀行	-	-	69.12.10.	○	○	○	○
	8. 濟州銀行	-	-	69.03.20.	○	○	○	○
	9. 忠北銀行	-	-	-	71.04.24.	○	98. 朝興 合倂	×
	10.忠淸銀行	-	-	68.04.22.	○	○	98.06.退出	×
特 殊 銀 行 (4 個 銀行)	1. 韓國銀行							◎
	2. 韓國産業 銀 行							◎
	3. 韓國輸出 入 銀 行							◎
	4. 中小企業 銀 行							◎

注 ; 1) 年月日은 設立日·退出日·合倂日을 나타냄.

2) 2000年末 現在 一般銀行  10個, 地方銀行  6個 銀行이 存在함.

<표 2>    우리나라의 銀行狀況

2000年末 現在

一 般 銀 行													地 方 銀 行
銀行	設立-上場	對象	90	91	92	93	94	95	96	97	98	99	銀行	設立-上場	對象	90	91	92	93	94	95	96	97	98	99
보람	73-74	-	-	漢陽-金星投金轉 換 1991	○	○	○	○	○	○	○	하 나 合 倂	강원	70-72	▲	○	○	○	○	○	○	○	○	○	朝 興 合 倂
Seoul	59-64	●	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎	경기	69-72	▲	○	○	○	○	○	○	○	○	○	退 出 (98.6) ★
新韓	82-89	●	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎	慶南	70-72	■	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎
第一	29-56	●	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎	光州	68-80	■		○	○	○	○	○	○	○	○	◎
朝興	1897-1956	●	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎ 合 倂	大邱	67-72	-	○	○	○	○	○	○	○	○	◎ 資 料 未 備
商業	1899-1956	●	○	○	○	○	○	○	○	○	○	新 設 合 倂 ※	釜山	67-72	■	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎
外換	67-94	●	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎	全北	69-72	■	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎
平和	92-	-	-	○	○	○	○	○	○	○	○	◎	濟州	69-72	■	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎
Hana	71-72	●	韓國投金轉換 1991. 07		○	○	○	○	○	○	○	◎ 보 람 合 倂	충북	71-74	▲	○	○	○	○	○	○	○	○	○	朝 興 合 倂 ◆
韓美	83-89	●	○	○	○	○	○	○	○	○	○	◎	충청	68-72	▲	○	○	○	○	○	○	○	○	○	退 出 (98.6) ★
韓一	1932-1956	●	○	○	○	○	○	○	○	○	○	新 設 合 倂 ※
Han vit	99.01.	●	-	-	-	-	-	-	-	-	-	◎ 合倂新設(99) ※	特殊銀行 ※ 外換(1989) 國民(1995) 住宅(1997)은 一般銀行 으로 轉換
대동	89-96	-	-	-	-	-	○	○	○	退 出(98.6)★			韓銀	硏究對象에서 除外
동남	89-96	-	-	-	-	-	○	○	○	退 出(98.6)★			企銀
동화	89-96	-	-	-	-	-	○	○	○	退 出(98.6)★			産銀
國民	63-94	●	一般銀行轉換(95)					○	○	○	○	◎	輸出
住宅	67-96	●	一般銀行轉換(97)							○	○	◎	長信	67-69	-	-	-	-	-	-	-	-	-	退 出 (98.6)

注 ; ○表 ; 資料入手可能年度 ◆ ; 吸收合倂→ 朝興銀行, ※ ; 合倂後 新設→ HANVIT銀行,

★ ; 退出銀行, 그리고 硏究對象銀行으로 ● ; 一般銀行 ■ ; 地方銀行 ◎ ; 現存 銀行(17 個)

2. 은행대출시장에서의 수요·공급모형 설정

먼저 은행대출자금에 대한 수요 및 공급 모형을 설정한 다음 이들 모형을 추정해 보고 은행산업의 사회후생손실을 계측해 보기로 한다.

은행대출시장의 수요함수는 기존문헌에서 보편적으로 사용되고 있는 형태로 사용하고, 공급함수는 은행의 부채 자산운용 행태에 관한 부분균형모형을 이용하여 다음과 같이 은행대출시장의 수요 및 공급함수를 설정하였다.

[eqn: { L}_{D } = ~f( { r}_{L }, r_L^NB , ~GDP,~ { □}^{e } )]                                (16)

[eqn: { L}_{S } = ~f( { r}_{L }, D,~□,… )]                                       (17)

여기에서 [eqn: L_D] 는 대출수요,  [eqn: L_S]는 대출공급,  [eqn: r_L]은 대출금리, [eqn: r_L^NB]는 비금융권 대출이자율,D는 예금규모를, □는  법정지준율을,  GDP는 실질 GDP를, [eqn: □^e]는 기대 인플레이션율을 의미한다.

은행대출자금에 대한 수요([eqn: { L}_{D }])는 대출금리와 否의 관계에 있으며 기업이 직면한  일반 經濟與件의 대용변수인 GDP,  기업의 입장에서 은행대출금의 대체재원인 비금융권 대출금리[eqn: ( r_L^NB )]과 기대인플레이션율 [eqn: ( { □}^{ e})]과는 正의 관계에 있는 것으로 설정하였다. 한편 貸出供給[eqn: ({ L}_{S })]은 은행의 입장에서 대출금리와 예금과는 正의  관계가 있는 것으로 상정하였다.

은행대출자금에 대한 수요 및 공급 추정식은 1990년 1사분기부터 2000년 4사분기까지의 분기별 자료(www.bok.or.kr)를 이용하였으며, 주요 변수에 대한 분포는 다음과 같다.

< 표 3 > 주요변수들의 분포

변수	평균	표준편차	최소	최대
NBRL(%) RD(%) RL(%) DEP(십억) GDPR(십억) RB(%)	39.4547 11.6885 14.6172 158,794.2907 83,466.9479 18.8957	112.907 14.5774 14.5345 80,270.3684 24,492.815 22.6941	10.1124 5.4025 7.8056 80.2105 14.5800 6.5404	556.4789 78.0351 80.4211 374,686.0313 120,259.2031 118.8772

다음으로 식(16)과 식(17)에 근거하여 국내은행산업의 수요함수는 실질대출이자 및 실질소득의 함수로 가정한 수요함수식으로서 Cobb-Douglas 함수형태로 표현하였다.

[eqn: L_D = alpha + alpha_1 r_L + alpha_2 r_L^NB + alpha_3 GDP + epsilon_1]                        (18)

위 식에서 [eqn: L_D]는 은행산업에서의 대출수요로서 GDP Deflator(GDPD)로 불변화하였다. 그리고[eqn: r_L]는 은행산업의 대출이자를 GDP Deflator(GDPD)로 불변화한 실질 국내 대출이자율,  [eqn: r_L^NB]는 비금융권 대출이자율을 GDP deflator로 평가한 값을 의미한다. 위의 식(18)에서의 수요탄력성은 [eqn: epsilon_d = alpha_1 r_L over L_D]의 값으로 추정된다.

다음으로 은행산업의 공급곡선은 대출이자율과 예금규모로서 Cobb-Douglas 함수형태로 표현하여 식(19)와 같이 유도할 수 있게 된다.

[eqn: L_D = beta_0 + beta_1 r_L + beta_2 DEP +epsilon_2]                                 (19)

위의 식에서 [eqn: L_S]는 실질대출공급량을,  DEP는 GDP deflator로 평가한 실질 예금규모를 의미한다.

식(18)과 식(19)에서 대출규모와 대출이자간에는 상호간에 내생적인 문제가 존재하므로 본 연구에서는 은행산업의 수요·공급함수에서의 변수간 내생성을 고려하여 연립방정식체계인 2SLS( 2 Stage least square method) 방법으로 추정하였다.  식(18)과 식(19)를 연립방정식 체계로 추정된 결과는 표 4와 같다.

<표 4>  2SLS에 의한 은행산업의 수요 공급함수의 추정결과

변수	수요함수	공급함수
상수	-1005.405 (-13.662) ***	-1234.732 (-72.842)***
RL	-4.054249 ( -1.816)**	15.29058 ( 36.357)***
NBRL	2.3889 ( 4.052)***
GDP	0.00178 ( 2.576)***
DEP		0.350524 ( 4.619 )***
[eqn: R^2] D.W.	0.9984 2.5346	0.9859 2.4333

연립방정식체계로 2SLS( 2 Stage least square method) 방법에 근거하여 은행산업의 수요및 공급함수의 추정결과는 <표 4 >과 같다. <표 4>의 은행산업의 수요함수의 추정식에 따르면 먼저 t 값이 비금융권대출이자와 GDP 의 수요결정변수에 대해서 모두 1%수준에서 유의적으로 나타났다. 그러나 대출이자에 대해서는 5%수준에서 유의적으로 나타났다. 또한 은행산업의 수요함수은 설명력이 비교적 높게 나타났을 뿐만 아니라 Autocorrelation은 판단할 수 없는 것으로 나타났다. 또한 은행산업의 대출이자율에 대한 가격탄력성은 <표 5>와 같이 계산되었는데 1990년에는 0.6294로서 1보다 작은 값으로 비탄력적으로 나타났지만 가격탄력성이 매년 감소하여 2000년에는 0.1203로서 매우 비탄력적인 것으로 나타났다.

< 표 5>     은행산업의 수요에 대한 가격탄력성

년도	년평균가격탄력성
1990	0.6294
1991	0.5057
1992	0.4499
1993	0.3429
1994	0.3112
1995	0.2997
1996	0.2704
1997	0.2537
1998	0.2921
1999	0.1637
2000	0.1203

한편 <표 4>의 은행산업의 공급함수의 추정식에 따르면 먼저 t 값이 대출이자율과 예금규모에 대해서 모두 1%수준에서 유의적으로 나타났다. 또한 은행산업의 공급함수의 설명력은 0.9869로서 수요곡선에 비해 비교적  낮게 나타났으며, autocorrelation은 판단되지 않는 것으로 나타났다.

3. 과점시장하에서의 은행산업의 사회후생손실 추정결과

앞에서 추정된 은행산업의  수요·공급곡선의 가격탄력성을 이용하여 정부가 과거 은행산업에 대해 추진한 바 있는 규제완화정책으로 인하여 발생하는 사회후생 손실변화를 계량적으로 추정하고자 하였다.

특히, 정부는 90년대에 들어와 정부는 세계적 추세에 발맞추워 금리자유화및 경쟁촉진정책을 펼쳤지만 외환위기 이후 부실은행을 퇴출시키면서 수익성은행간에 합병을 유도하여 대형화를 촉진하였다. 즉 90년대 중반에 이르기까지 은행산업에 대한 경쟁촉진정책에 반하여 90년대 중반 이후부터 실시되고 있는 퇴출과 합병은 은행산업의 독점지배력을 90년대 초기에는 감소시키는 방향으로 추진되었지만 90년대 후반부터는 다시 강화시키는 방향으로 추진되었다. 이와같은 정부의 은행산업에 대한 구조조정정책에 따라 은행산업의 후생손실 역시 변화하게 되었는데 은행산업의 사회후생손실의 규모를 측정하는 과정에 본 연구에서는 추측된 변화를 [eqn: lambda] = 0로 가정하였다. 즉 은행들 상호간에 비협력적인 경쟁을 한 것으로 가정하였으며, 시중은행과 지방은행의 총수익을 중심으로 허핀달 지수를 계산와 은행산업의 사회후생손실을 <표 6>과 같이 계측하였다.

<표 6>       과점으로 인한 은행산업의

사회후생손실의 규모

단위: 백만원, %

년도	총수익에 근거한 Herfindal Index	대출규모에서의 과점손실	총수익에서의 비중	총수익규모에서의 과점손실	총수익규모면에서 비중
1990	0.1096	88,676.80	1.05	80,644.95	0.95
1991	0.1000	128,549.98	1.25	101,799.25	0.99
1992	0.0954	154,154.13	1.28	122,237.10	1.01
1993	0.0905	194,061.96	1.57	147,605.50	1.19
1994	0.0904	252,823.83	1.55	214,625.27	1.31
1995	0.0693	251,534.61	0.90	222,904.95	0.80
1996	0.0712	267,259.41	1.09	228,835.72	0.94
1997	0.0693	528,553.67	1.06	470,291.13	0.95
1998	0.1135	471,258.21	1.13	918,373.09	2.21
1999	0.0968	1,846,365.93	3.13	1,687,956.60	2.86

우리나라 은행산업이 과점시장구조로 구성되어 있으므로 은행산업의 사회후생손실액을 식(15)에 근거하여 추정하였는데 추정결과는 <표 6>과 같다. <표 6>을  살펴볼 것 같으면 먼저 총수익면에서 본 허핀달지수는 1990년에는 0.1096으로서 매년 감소하는 추세를 보여 1997년에는 0.0693으로 하락하였지만 외환위기 이후 다시 증가하여 1998년에는 0.1135, 1999년에는 0.0968로 증가한 것으로 나타났다. 총대출액에 근거하여 과점손실을 계측해 본 결과 총수익 대비 1990년에는 1.05%수준으로서 1990년 당시의 가격으로 886.76억원 수준이었지만 매년 비중은 점진적으로 감소하여 1997년에는 0.0697%수준으로 하락하여 사회후생손실 규모면에서 2,528.23억원으로 나타났는데 이때 사회후생규모는 대출규모의 증대로 증가하게 되었다. 그러다 외환위기로 은행산업은 퇴출과 합병이라는 구조조정정책을 맞이하여 사회후생손실은 1999년도에는 대출규모면에서 3.13%로서 1조 8,473.65억원으로 다시 증가한 것으로 나타났다. 한편 총수익측면에서 살펴볼 것 같으면 1990년에는 0.95%수준으로서 1990년 당시의 가격으로 806.44억원 수준이었지만 매년 비중은 점진적으로 감소하여 1997년에는 0.95%수준으로 하락하여 사회후생손실 규모면에서 4702.91억원으로 나타났다. 그러다 외환위기로 은행산업은 퇴출과 합병이라는 구조조정정책을 맞이하여 사회후생손실은 1999년도에는 2.86%로서 1조 6,879.56억원으로 다시 증가한 것으로 나타났다.

4장 결 론

본 연구에서는 우리나라 정부가 은행산업에 부과하였던 규제정책에 근거한 독과점정책의 사회적 비용효과를 계량적으로 분석하였다. 이러한 목표를 달성하기 위해 은행산업에 존재하는 진입장벽에 근거한 독·과점정책에 따른 근거한 사회후생적 비용을 실증적으로 추정해 보았다. 은행산업을 중심으로 시장진입 규제정책에 따라 독·과점적 시장구조가 형성되었을 때 독·과점적 시장구조로 인한 자중손실(deadweight loss)이 얼마만큼 인지를 은행산업의 수요공급곡선의 실증적인 추정을 통해서 계량적으로 계산해 보았다. 마지막으로  은행산업을 대상으로 시장진입장벽이 얼마만큼 경영성과 혹은 시장성과에 기여하였는지를 Panel 분석기법을 사용하여 실증적으로 분석해 보았다.

본 연구에서 나타난 실증연구결과로서 시장장벽으로 인한 은행산업의 사회적 비용을 국내에서 처음으로 연구하고자 한다. 국외연구 역시 매우 제한된 연구논문들이 발표되고 있다. 그러나 대부분의 국내연구들은 무역장벽과 경쟁력과 같이  우리나라 정부의 무역정책이 과연 국가 경쟁력에 기여하였는지를 분석하였지만 국내에서는 무역장벽이 국민복지에 기여하는 논문들이 거의 전무한 상태이다. 또한 독·과점적 시장구조로 인한 자중손실(Deadweight loss)에 대해서 미시경제학에서 많은 논의를 진행해 왔었지만 우리나라에서는 어떤 연구자도 이에 대한 심도있는 연구를 한 적이 없었다.

따라서 본 연구에서는 일차적으로 은행산업이 완전경쟁적 시장이라는 가정 하에서 시장장벽의 사회적 비용을  실증적으로 분석해 보고, 이차적으로 과점시장이라고 가정하고 Panel분석방법을 이용하여 독과점적 은행시장이 갖고 있는 자중손실을 계량적으로 추정하고자 한다.

먼저 총수익면에서 본 허핀달지수는 1990년에는 0.1096으로서 매년 감소하는 추세를 보여 1997년에는 0.0693으로 하락하였지만 외환위기 이후 다시 증가하여 1998년에는 0.1135, 1999년에는 0.0968로 증가한 것으로 나타났다. 총대출액에 근거하여 과점손실을 계측해 본 결과 총수익 대비 1990년에는 1.05%수준으로서 1990년 당시의 가격으로 886.76억원 수준이었지만 매년 비중은 점진적으로 감소하여 1997년에는 0.0697%수준으로 하락하여 사회후생손실 규모면에서 2,528.23억원으로 나타났는데 이때 사회후생규모는 대출규모의 증대로 증가하게 되었다. 그러다 외환위기로 은행산업은 퇴출과 합병이라는 구조조정정책을 맞이하여 사회후생손실은 1999년도에는 대출규모면에서 3.13%로서 1조 8,473.65억원으로 다시 증가한 것으로 나타났다. 한편 총수익측면에서 살펴볼 것 같으면 1990년에는 0.95%수준으로서 1990년 당시의 가격으로 806.44억원 수준이었지만 매년 비중은 점진적으로 감소하여 1997년에는 0.95%수준으로 하락하여 사회후생손실 규모면에서 4702.91억원으로 나타났다. 그러다 외환위기로 은행산업은 퇴출과 합병이라는 구조조정정책을 맞이하여 사회후생손실은 1999년도에는 2.86%로서 1조 6,879.56억원으로 다시 증가한 것으로 나타났다.

이처럼 은행산업의 후생손실규모가 90년대에 들어와 변화가 큰 이유는 무엇보다도 은행산업에 대한 정부의 규제완화정책에 따른 경쟁촉진정책과 외환위기이후에 발생하는 은행산업의 퇴출과 합병에 따른 대형화에 기인된 것으로 해석된다. 이러한 금융산업의 후생손실을 최소화하기 위한 방안으로 먼저 은행산업에서 규제완화를 추진하는 것이 무엇보다 중요하다고 평가된다. 이를 위해서 금융규제를 통해 달성하려고 하는 정책적 목적의 범위와 한계를 명확히 하여 은행산업의 건전성 규제, 네트워크 규제, 소비자 및 투자자 보호 등 시장친화적 규제이외의 규제목적은 완화하는 것이 바람직하다고 평가된다.  특히, 시장친화적 규제라 할지라도 네트워크 규제 및 소비자·투자자 보호 목적의 규제는 가급적 자율규제 또는 공시제도의 강화에 의한 시장규율에 의존하는 것이 바람직하다고 평가된다.  이와 병행하여 은행에 대한 위험에 대해서 조기경보시스템을 도입하여 금융기관의 부실화를 사전에 예방하고, 금융부실에 대한 책임추궁을 강화함으로써 감독기능을 확립할 필요가 있다. 이를 위하여 금융감독기관의 전문성을 제고함으로써 시장친화적이며 금융시스템의 안정성을 높일 수 있는 감독체제를 구축하도록 유도하는 것이 필요하다고 본다.

참고문헌

황인학, □ 불완전 경쟁의 사회적 비용과 시장집중도의 관계□, 산업조직론, 1999.

高瀨恭介, 1995, {金融變革□銀行經營} 日本評論社

津田和夫 外, 1996, [銀行□□-□戰略□新展開], {金融□□-□□} 金融□□-□□社

Aiginger, Karl,  Pfaffermayr, Michael,  "Looking at the Cost Side of 'Monopoly'," Journal of Industrial Economics 45(3), September 1997, pp 245-67.

Breslaw, Jon A., "Nonparametric Estimation of Welfare Changes," Econometric Reviews 14(2), May 1995, pp. 163-82.

Daskin, Alan J.,  "Deadweight Loss in Oligopoly: A New Approach," Southern Economic Journal 58(1), July 1991, pp. 171-85.

Feenstra, Robert C., Measuring the Welfare Effect of Quality Change: Theory and Application to Japanese Autos, University of California at Davis Economics Department Working Paper: 93-15, July 1993.

Hausman, Jerry A.,  Newey, Whitney K., "Nonparametric Estimation of Exact Consumers Surplus and Deadweight Loss," Econometrica,  63(6), November 1995, pp. 1445-76.

Hausman, Jerry A., "Exact Consumer's Surplus and Deadweight Loss," American Economic Review,  71(4), Sept. 1981, pp. 662-76.

Hausman, Jerry A., Newey, Whitney K., Nonparametric Estimation of Exact Consumers Surplus and Deadweight Loss, Massachusetts Institute of Technology Department of Economics Working Paper: 93-2, January 1993.

Hayes, K.,  Porter Hudak, S.,  "Deadweight Loss:  Theoretical Size Relationships and the Precision of Measurement,"  Journal of Business and Economic Statistics,  5(1), January 1987, pp. 47-52.

Stanczak, Kazimierz, A Benefit of Imperfect Competition Under Price Controls,  University of California, Los Angeles Department of Economics Working Paper: 713, July 1994.

Taylor, D. Wayne, "The Economic Effects of the Direct Regulation of the Taxicab Industry in Metropolitan Toronto," Logistics and Transportation Review,  25(2), June 1989, pp. 169-82.

Tiffin, A. L.,  Dawson, P. J., "Measuring Oligopolistic Distortion in the UK Frozen Potato Product Sector:  A Calibration Modelling Approach," Journal of Agricultural Economics,  48(3), September 1997, pp. 300-312.

Vaughan, Richard N., Anticipated Welfare Loss in Monopolistic and Related Market Structures, University College London Discussion Paper: 92-08, June 1992.

Vousden, Neil,  "Variable Specific Factors and the 'X-Efficiency Cost' of Protection,"  Review of International Economics 1(3), October 1993, pp. 234-42.

Vousden, Neil, "Variable Specific Factors and the 'X-Efficiency Cost' of Protection, Review of International Economics,  1(3), October 1993, pp. 234-42.

Zabalza, Antoni, "Compensating and Equivalent Variations, and the Deadweight Loss of Taxation,"  Economica,  49(195), August 1982, pp. 355-59.