비교역재 부문과 물가안정목표제

남 광 희*

본 연구는 해외부문으로부터의 충격하에 있는 소규모 개방경제가 인플레이션 타게팅 정책을 시행할 때의 정책방향을 분석하고자 하였다. 이를 위하여 교역재 부문과 비교역재의 두 부문으로 구분하여 인플레이션의 요인을 분석하고, 총인플레이션 타게팅 정책과 비교역재 인플레이션 타게팅 정책을 비교분석하였다.

교역재 및 비교역재 물가지수를 편제하여 분석한 결과에 따르면, 외환위기이전의 90년대는 비교역재 부문의 물가상승압력이 교역재 부문을 압도하였으나, 1998-1999년 동안에는 교역재 부문의 물가상승률이 높았다. 2000년 부터는 비교역재 부문의 높은 물가상승현상이 다시 나타나고 있다. 그리고 총인플레이션은 상대적으로 수입물가 변동에 민감하게 반응하는데 비해, 비교역재 인플레이션은 초과수요와 단위노동비용의 변동에 민감하게 반응하였다.

그리고 교역재 부문과 비교역재의 두 부문으로 이루어진 모형경제를 대상으로 총인플레이션 타게팅 정책과 비교역재 인플레이션 타게팅 정책을 시행했을 때 정책효과를 비교한 결과, 비교역재 인플레이션 타게팅은 비교역재 인플레이션과 산출의 안정에 성공적인 반면 총인플레이션의 안정에는 실패하고 있다. 그리고 국내로부터의 충격에 대하여 비교역재 인플레이션 타게팅은 금리조정에 적극적이지만, 환율충격에 대해서는 환율변동을 용인하여 금리조정에 소극적인 결과가 나타났다.

JEL Classification Number: E43, E58

핵심 주제어: 물가안정목표제, 비교역재 물가지수

* 국민대 경제학부 교수(전화: 02-910-4523, E-mail: knam@kookmin.ac.kr)

** 한국은행 조사국 세미나에 참가하여 유익한 논평을 해주신 여러분에게 감사합니다. 본 연구는 한국은행 조사국의 2002년도 외부연구용역사업의 지원을 받아 수행되었습니다.

I. 서 론

지급결제수단이 발달하고, 금융규제가 완화됨에 따라 통화량 중심 통화정책(monetary targeting)의 유효성이 저하되는 현상은 세계적인 추세가 되고 있다. 이에 따라 선진국에서는 그 대안으로 물가안정목표제 또는 인플레이션 타케팅(inflation targeting)이 새로운 통화운용방식으로 활용되고 있다. 1990년대 초기부터 물가안정목표제가  뉴질랜드, 캐나다, 영국, 스웨덴, 호주, 이스라엘, 스페인 등에서 도입되었다.

우리나라도 1998년부터 동 정책을 시행하고 있다. 지난 4년간의 물가안정목표제의 운용결과를 돌이켜보면 물가를 안정시키는데는 성공적이었지만, 물가안정 목표치의 달성의 측면에서는 미흡한 면이 있다. 2000년도에는 목표치를 달성하였지만, 1998년, 1999년에는 목표치를 하회하였으며, 2001년도에는 목표치를 상회하였다.

1998년과 1999년의 경우 목표치는 벗어났지만 인플레이션을 안정시켰다는 측면에서 문제삼을 필요가 없다고 주장할 수 있다. 그러나 물가안정목표제가 정착되기 위해서는 무엇보다도 중앙은행의 통화정책에 대한 민간의 신뢰성이 중요하기 때문에 장기적인 관점에서는 실제 인플레이션이 목표치내에서 실현되는 것이 중요하다.

여기서 주목해야 할 사실은 인플레이션의 실적치가 환율변동에 크게 좌우되고 있다는 점이다. 원/달러환율이 평가절상되던 1999년과 2000년에는 인플레이션이 크게 둔화된 반면, 2001년처럼 평가절하시에는 인플레이션이 발생한다는 사실을 눈여겨 볼 필요가 있다.

1998년의 경우 평가절상에도 불구하고 상당한 인플레이션이 진행된 것으로 나타났으나, 이는 1997년도의 급격한 평가절하가 1998년도에 계속해서 영향을 끼친 결과인 것으로 판단된다.

우리나라와 같은 소규모개방경제에서는 해외부문의 충격이 국내물가에 미치는 영향이 심대하다. 특히 환율변동이 국내물가에 미치는 영향은 상당하다. 또한 중앙은행은 국내물가뿐만 아니라 환율에 대해서도 정도의 차이는 있지만 목표를 두고 조절하고자 하는 시도들이 있어 왔다. 특히, 물가안정목표제를 도입한 뉴질랜드와 호주의 경험은 우리에게 시사하는 바가 크다. 두 나라 모두 물가안정목표제를 운용하고 있으나 1997년의 동아시아 외환위기 당시 평가절하압력에 대응하여 상이한 통화정책을 운영하면서 다른 성과를 보여주고 있다. 뉴질랜드는 자국통화의 평가절하압력에 대응하여 MCI(Monetary Conditions Index)에 포함된 환율을 안정시키고자 하였다. 그러나 환율안정의 대가로 인플레이션은 목표치를 하회하여 벗어나는(undershoot) 결과를 초래하였다. 반면 호주는 1994년 물가안정목표제 실시에 앞서 완전변동환율제를 도입하였고, 1997년 평가절하압력에 대응하여 환율이 시장에서 결정되도록 하였다. 그 결과 달러대비 20%에 달하는 자국통화의 평가절하를 경험하였으나, 금리인하를 통하여 총수요 둔화를 방지함으로서 오히려 인플레이션의 하방이탈(undershoot)을 막을 수 있었다.

자세한 내용에 대해서는 Bernanke et al.(1999) 참조.

물가안정목표제를 실시하고 있는 뉴질랜드와 호주의 경험에서 얻을 수 있는 중요한 교훈은 소규모개방경제에서는 해외로부터의 충격에 대해 적절한 대응을 하여야만 물가안정을 달성할 수 있다는 사실이다. 이들 두 나라가 1997년도에 경험했던 외부충격은 교역조건악화 충격(adverse terms of trade shock)이므로 국내총수요 감퇴에 따른 경기침체와 디플레이션 가능성을 경계하여 금리를 인하하는 팽창적 통화정책을 오히려 실시하여야 한다는 교훈을 얻을 수 있다.

이상에서 살펴본 바와 같이 소규모개방경제에서 물가안정목표제를 성공적으로 운영하기 위해서는 해외로부터의 충격에 대한 정책대응이 적절하여야 한다. 그런데 물가안정목표제에 대한 기존의 연구에서는 해외부문으로부터의 충격과 그 파급경로에 대한 면밀한 분석이 부진하였다.

물가안정목표제에 대한 국내의 기존연구로는 송욱헌(1999), 김양우(2001), 김양우․이명활(2001), 남광희(2002a) 등이 있다. 송욱헌은 개방경제를 모형화하기 위해 실질환율, 해외소득, 수입물가 등의 변수를 고려하였으나, 해외부문과 관련된 변수를 포함시켰을 뿐 해외로부터의 충격을 식별하지는 않았다. 따라서 개방모형을 설정하였으나 해외로부터의 충격에 대하여 별도로 구별하지는 않았다.

김양우는 인플레이션 방정식, 총수요 방정식, 환율 방정식의 세 가지 오차항을 외부충격으로 고려하였다. 그런데 환율이 물가에 영향을 미치는 경로가 총물가방정식(aggregate price equation)을 통해서만 이루어지고 있다. 따라서 환율이 물가에 미치는 경로가 한정되어 있다.

김양우․이명활은 물가, 환율, GDP gap, 총유동성, 임금의 5개 내생변수를 가진 구조방정식을 이용하여 물가안정목표제하에서 신뢰성이 통화정책의 유효성에 미치는 효과를 분석하였다. 이때 외부충격은 위의 5가지 방정식의 오차항으로 정의하였다. 따라서 김양우에 대해 지적하였던 바와 같이 해외부문의 충격이 국내경제에 미치는 파급경로가 다양하지 못하다고 지적할 수 있다.

남광희는 인플레이션, 명목소득 및 환율 목표관리제 통화정책의 유효성을 상호비교하기 위해 소규모개방경제모형을 이용하였다. 환위험이 제거되지 않은 이자평형정리(uncovered interest parity)를 이용하여 환율과 국내외 금리를 연결시키고, 실질환율의 정의식을 통하여 해외물가와 국내물가간의 관계를 고려하는 등 해외부문을 모형에 도입하였다. 그리고 해외충격을 위험프리미엄, 해외물가, 해외금리 등으로 구분하여 식별하고 있다. 동 모형은 동태적 최적화모형이기 때문에 경제주체들의 기간간 행위를 고려하는 이론적인 이점은 있으나, 해외로부터의 충격이 국내의 교역재와 비교역재의 상이한 부문에 차별적으로 미치는 영향을 구분하지 못하고 있다.

이상에서 언급한 국내의 기존 연구에 비하여 해외의 기존 연구는 다양한 측면에서 소규모개방경제하의 목표관리제 통화정책에 대한 연구가 진행되고 있다. 예를 들어, McCallum & Nelson(1999)은 Calvo 류의 가격결정 메카니즘을 도입함으로써 최적화 동학모형(dynamic optimization model)임에도 불구하고 통화정책이 실물효과를 상당히 가지는 결과를 얻는 수 있었다. 그러나 해외로부터의 충격이 국내경제에 미치는 효과가 부문간에 차이가 날 수 있다는 사실을 반영하지 못하고 있다. 따라서 해외로부터의 충격의 종류에 따라 통화정책의 대응이 달라질 수 있는 측면을 고려할 수 없었다.

한편, Svensson(2000)은 소규모개방경제모형 틀에서 기대(expectations)가 포함된 총공급과 총수요함수를 가진 모형을 검증하였다. 개방경제에서 소비자물가지수 상승률(CPI inflation)과 국내물가지수 상승률(domestic inflation)이 차이가 난다는 사실에 주목하는 한편, 인플레이션 타게팅(inflation targeting)을 엄격하게(strict) 운용할 때와 신축적으로(flexible) 운용할 때 타게팅 정책의 효과가 차이날 수 있다는 사실에 관심을 가졌다. 이러한 차이를 분석한 결과, 신축적인 소비자물가지수 상승률 타게팅(CPI inflation targeting)은 소비자물가지수 상승률(CPI inflation)을 안정시킬뿐만 아니라 GDP gap이나 실질환율의 변동성을 완화한다는 사실을 규명하였다.

신축적 인플레이션 타게팅은 장기간에 걸쳐 인플레이션을 효과적으로 안정시킴으로써 인플레이션뿐만 아니라 실질변수의 안정을 꾀할 수 있었다. 이에 반해, 경직적 인플레이션 타게팅, 예를 들어, 경직적 소비자물가지수 상승률 타게팅은 단기에 소비자물가를 안정시키기 위해 직접적 환율채널을 사용함에 따라 실질환율을 비롯한 실질변수의 심한 변동을 초래하였다.

Bharucha and Kent(1998)는 호주의 물가목표안정제 정책을 평가하기 위해 소규모개방경제모형을 설정하였다. 환율이 국내물가에 미치는 영향을 구분하기 위해 교역재 부문과 비교역재 부문의 인플레이션 행태를 다르게 설정하였다. 이 때 총인플레이션 타게팅(aggregate inflation targeting) 정책과 비교역재 인플레이션 타게팅(non-traded inflation targeting) 정책을 비교하였다. 비교역재 인플레이션 타게팅 정책하에서 중앙은행은 환율변동을 용인하는 정책대응을 보인다고 주장하였다. 환율충격에 대응하여 총인플레이션 타게팅 정책은 단기금리를 급격히 조절하면서 대응하게 된다. 이 때 환율은 안정적이지만 생산과 비교역재 인플레이션은 심하게 변동된다. 공급 또는 수요충격에 대응해서는 반대로 비교역재 인플레이션 타게팅 정책이 단기금리를 급격히 조절하게 된다. 따라서 비교역재 인플레이션과 생산은 안정화시키지만 환율과 총인플레이션은 심하게 변동하게 된다는 점을 강조하였다.

이상에서 살펴본 바와 같이 개방경제에서 인플레이션 타게팅에 대한 정확한 이해를 위해서는 국내외로부터의 충격을 식별하고 동 충격들이 국내경제에 미치는 경로를 설정하는 작업이 필요하다. 해외로부터의 외부충격은 국내경제에 부문별로 상이한 영향을 미치기 때문에 국내경제를 해외충격에 대한 반응정도에 따라 부문별로 구분할 필요가 있다. 특히 환율의 변동은 교역재의 국내물가에 전가되면서 인플레이션을 초래하는 동시에 교역재와 비교역재간의 상대가격의 변화를 가져오기 때문에 부문간 자원배분에도 상이한 영향을 끼치게 된다.

따라서 본 연구에서는 개방경제의 특성을 강조하기 위해 교역재와 비교역재의 두 가지 부문으로 구분하여 경제구조를 설정하고자 한다. 이 때 국내외 충격이 통화정책의 집행에 어떠한 영향을 미치는 가를 분석하고자 한다. 한편 국내경제를 교역재와 비교역재로 구분할 때 각 부문의 물가지수를 새로이 편제하고 동 물가지수들의 변화추이와 그 원인을 규명하는 연구도 진행하고자 한다.

본 논문의 구성은 다음과 같다. 다음의 II장에서는 소비자물가지수를 교역재와 비교역재 물가지수로 구분하여 편제하고, 각 지수들의 변화추이를 살펴보고 그 원인을 회귀분석을 통하여 규명한다. III장에서는 교역재와 비교역재로 구성된 모형경제를 설정하고 모형의 해법을 구하는 과정을 설명한다. 그리고 제 IV장에서는 앞장에서 설정된 모형경제에 대해 외부충격과 모형의 매개변수의 변화에 따라 통화정책의 효과가 어떻게 달라지는가를 시뮬레이션을 통하여 분석한다. 마지막으로 제 V장에서는 본 논문의 결론을 맺는다.

II. 비교역재 물가지수

개방경제가 외국으로부터의 충격을 어떻게 받아들이는가를 분석하기 위해서는 경제를 교역재 부문과 비교역재 부문으로 구분할 필요가 있다. 그래서 본 장에서는 소비자물가지수의 상품분류에 따라 양 부문을 구분하고, 양 부문의 물가지수를 새로이 편제하였다. 상품은 그 성질상 교역에 쉽게 이용되는 반면 서비스는 국가간 교역의 대상이 되기 힘들다는 사실에 입각하여 양 부문을 구분하였다. 따라서 교역재 부문은 주로 상품으로 구성되고 비교역재 부문은 주로 서비스로 구성되도록 구분하였다.

따라서 실제 교역여부에 따른 traded vs. non-traded의 구분이 아닌 교역가능여부를 기준으로 한 tradeables vs. non-tradeables의 구분이라고 볼 수 있다.

구체적인 분류내역은 부록을 참조.

물론 교역의 여부를 수출입자료를 이용하여 구분할 수도 있을 것이다. 예를 들어, 투입산출표를 이용하여 일정수준이상의 생산대비 수출비중을 기준으로 구분하거나 수입경쟁의 정도를 고려하여 결정할 수 있을 것이다. 그러나 수출비중이나 수입경쟁정도의 기준이 되는 절대적인 수준을 설정하여야 하는데, 우리나라의 교역․비교역 부문의 구분에 대한 기존의 연구가 일천하여 객관적인 기준을 잡기가 어렵다. 이러한 사정을 감안하여 본 연구에서는 품목의 성질에 따라 상품은 교역재로, 국가간 대체성이 없는 상품과 서비스는 비교역재로 구분하였다.

예를 들어, Dwyer(1992)는 호주의 교역재 산업을 생산대비 수출비중 및 수입경재비중을 10%이상을 기준으로 정한바 있다.

따라서 비교역재 물가지수는 통계청의 상품성질별 물가지수 가운데 서비스 물가지수와 거의 유사하고, 교역재 물가지수는 상품 물가지수와 거의 유사하다. 다만, 상품 물가지수에 포함되어 있는 아래 항목들을 비교역재 물가지수에 편입시켰다.(괄호내는 가중치를 나타냄) 기타교육 가운데 중고교 교과서(0.7), 대학 교과서(1.8), 사전(0.3), 고교 참고서(1.2), 중학 참고서(1.2), 초등 참고서(1.2), 가정학습지(7.4) 학습용AV교재(1.0), 신문․도서에 포함된 신문구독료(2.2), 주간지(0.1), 여성지(0.1), 아동지(0.1), 종합지(0.1), 문예지(0.1), 도서(3.0) 등은 비교역재 물가지수에 편입되었다.

물가지수에 사용된 원자료는 2000년 기준 소비자물가의 기초자료가 사용되었다. 동 자료는 516개 품목을 대상으로 조사되었는데, 이 가운데 342개 품목이 교역재 물가지수에, 나머지 174개 품목이 비교역재 물가지수의 계산에 포함되었다.(<표 1> 참조) 그리고 전체 가중치(1,000) 가운데 교역재 물가지수에 대하여 429.8의 가중치가 주어졌고, 비교역재 물가지수에 대해서는 570.2의 가중치가 주어졌다. 그리고 물가지수의 계산은 기준시점고정 가중산술평균법인 라스파이레스 산식(Laspeyres' formula)을 이용하였다.

<표 1> 교역재 및 비교역재 물가지수의 분류

분 류	품목수	가중치	분 류	품목수	가중치
교역재	342	429.8	비교역재	174	570.2

아래의 <그림 1>에는 1986년 이후부터 2001년까지의 소비자물가지수와 교역재 및 비교역재 물가지수의 변동률이 제시되어 있다. 외환위기 이전의 90년대에는 대체로 비교역재 물가상승률이 교역재 물가상승률을 압도하고 있다. 이러한 사실은 <그림 2>에 제시되어 있는 교역재 대비 비교역재의 상대가격이 동 기간동안 상승세를 보였다는 사실을 통해서도 확인할 수 있다. 그러나 외환위기를 거친 1998-99년에는 비교역재 물가상승률이 교역재 물가상승률을 하회하였다. 이는 <그림 2>에서 비교역재 상대가격이 동 기간동안 하락하고 있다는 사실과 일치한다. 이는 동 기간동안 환율의 평가절하로 교역재 물가의 상승이 현저하였고, 비교역재 부문의 경기침체가 상대적으로 심하였다는 사실과 부합한다. 그런데 2000년부터 다시 비교역재 물가상승률이 교역재 물가상승률을 상회하고 있다.

<그림 1> 소비자, 교역재 및 비교역재 물가지수 상승률

<그림 2> 교역재 대비 비교역재의 상대가격

위에서 살펴본 바와 같이 비교역재 물가지수는 소비자물가지수와는 다른 변화추이를 보여주고 있다. 이제 회귀분석을 통하여 두 가지 물가지수의 요인별 변동 원인을 분석하고자 한다. 인플레이션에 대한 추정식은 Gordon(1982, 1985)를 참조하여 GDP-gap, 단위노동비용, 수입물가상승률을 설명변수로 정하였다. 먼저 단위근 검정을 해 본 결과, GDP-gap을 제외하고 소비자물가지수, 비교역재 물가지수, 수입 물가지수, 단위노동비용 등은 단위근이 있는 것으로 나타났지만, 1차 차분변수에 대해서는 단위근이 사라지는 것으로 나타났다. 다시 말해 변동률 변수들은 비정상성(non-stationarity)의 문제가 발생하지 않는다. 따라서 다음과 같은 추정식에 대해 통상최소자승법(OLS)을 적용하였다. 추정대상기간은 1986년 1/4분기부터 2001년 4/4분기까지이다.

Gordon은 GDP 성장률을 사용하였지만, 수요의 절대규모보다는 공급능력에 대한 수요의 상대적 크기가 인플레이션과 밀접하다는 사실을 고려하여 GDP-gap을 사용하였다.

[eqn: pi_t = beta_1 + beta_2 pi_{t-1} + beta_3 y_t + beta4 w_t + beta_5 pi_t sup m]                  (1)

여기서 [eqn: pi]는 물가상승률, [eqn: y]는 GDP-gap, [eqn: w]는 단위노동비용 상승률, [eqn: pi sup m]은 수입물가지수 상승률을 나타낸다. 단위노동비용은 통계청의 전산업 명목임금 지수를 노동생산성지수로 나눈 값을 이용하였다.

<표 2> 총 인플레이션 및 비교역재 인플레이션의 추정결과

종속변수		[eqn: rm 총인플레이션 sup 1)]	비교역재 인플레이션
설명변수
	상수 [eqn: pi_{t-1 }] [eqn: y_t sup {~2) }] [eqn: w_t] [eqn: pi_t sup m]	0.004( 1.514) 0.842(16.074)*** 0.077( 1.650)* 0.055( 2.868)*** 0.073( 5.912)***	0.004( 1.472) 0.883(20.759)*** 0.151( 2.719)*** 0.064( 3.284)*** 0.044( 3.397)***
[eqn: bar R sup 2]		0.841	0.895

주 1) 총 인플레이션은 소비자물가지수 상승률을 의미한다.

2) 총인플레에 대한 추정식에서 [eqn: y_t]는 GDP자료가 이용된 반면, 비교역재 인플레에 대한 추정식에서 [eqn: y_t]는 전기․가스 및 수도사업, 건설업, 도소매 및 음식․숙박업, 운수․창고 및 통신업, 금융․보험․부동산 및 사업서비스업, 사회 및 개인서비스업의 GDP자료가 이용되었다. 위에서 언급된 산업은 비교역재 부문으로 간주하였다. 따라서 농업․임업 및 어업, 광업 및 제조업은 교역재 부문으로 분류되었다.

추정결과를 보면 모든 변수들의 계수 값이 예상대로 정(+)의 값을 가지면서 통계적 유의성도 높게 나타났다. 비교역재 인플레이션의 경우 GDP-gap에 대한 반응이 총인플레이션의 경우에 비해 강하였으며 더 유의하게 나타났다. 그리고 단위노동비용 상승률에 대해서도 민감하게 반응하였다. 그러나 수입물가지수 상승률에 대해서는 총인플레이션보다 반응이 약하게 나타났다. 따라서 비교역재 인플레이션은 초과수요와 단위노동비용의 영향을 많이 받는 반면, 총 인플레이션은 수입물가의 영향을 많이 받는 것으로 보인다.

III. 모 형

통화정책의 효과를 분석하기 위해 케인지안류의 총수요-총공급 함수에 기반한 소규모 개방경제 모형을 설정하고자 한다. 모형경제는 합리적 기대에 기초한 동태적 최적화 원리를 적용한다. 그리고 모형경제의 수요, 공급함수에는 경제주체들의 기대를 반영하게 된다. 한편, 정책당국의 최적화 문제를 나타내기 위해 손실함수 형태의 목적함수를 설정한다. 따라서 모형경제로 대변된 경제시스템하에서 정책당국의 목적함수를 극소화하는 최적정책을 도출하고자 한다. 이러한 모형은 Svensson(2000), Flamini(2001), Bharucha & Kent(1998) 등의 최근 관련문헌에서 널리 사용되고 있다.

먼저 비교역재 부문의 공급은 아래 같은 식의 필립스 곡선에 의해 결정된다.

[eqn: pi_t sup N = kappa pi_{t-1 } sup N + (1-kappa) E_t pi_{t+1 } sup N + alpha y_{t-1 } + beta_1 triangle e_{t-1 } + epsilon_t sup s]            (2)

여기서 [eqn: kappa]는 과거 비교역재 인플레이션이 얼마나 현재 비교역재 인플레이션에 반영되는 정도를 나타낸다. [eqn: y_t]는 GDP-gap으로서 비교역재에 대한 수요([eqn: y_t sup d])가 비교역재 GDP의 자연률 수준(natural rate of output, [eqn: y_t sup n])을 초과하는 정도를 나타낸다. 즉,[eqn: y_t = y_t sup d - y_t sup n]. 그리고 [eqn: e]는 명목환율 수준을 나타낸다. 따라서 비교역재 부문의 인플레이션은 기대 인플레이션, 전기 GDP-gap, 전기 명목환율 변동과 정(+)의 관계를 가진다고 보았다. 그리고 [eqn: epsilon_t sup s]는 공급충격으로서 평균이 0이고 분산이 [eqn: sigma_s sup 2]인 iid 충격으로 가정하였다. 이러한 공급충격은 비용상승 충격(cost-push shock)으로 해석할 수 있다.

과거시차 인플레이션 계수([eqn: kappa])와 미래기대 인플레이션 계수(1-[eqn: kappa])의 합이 1인 것은 장기적으로 필립스곡선이 수직이며 자연률 가설(natural rate hypothesis)이 성립함을 의미한다.

이제 비교역재에 대한 수요을 정의하기 위해 비교역재 부문의 GDP-gap이 어떻게 결정되는지 아래 식을 통하여 알아보자.

[eqn: y_t = mu y_{t-1 } - phi r_{t-1 } - gamma_1 q_{t-1 } + epsilon_t sup D]                   (3)

여기서 [eqn: r]는 실질금리를 나타내며, [eqn: q]는 교역재에 대한 비교역재의 상대가격을 나타낸다. 따라서 비교역재에 대한 GDP-gap은 전기 GDP-gap과 정(+)의 관계를 가지는 반면, 전기 실질금리 및 전기 비교역재의 상대가격과는 부(-)의 관계를 가진다고 보았다. 그리고 [eqn: epsilon_t sup D]는 수요 충격을 나타내는데 평균이 0이고 분산이 [eqn: sigma_D sup 2]인 iid 충격으로 가정하였다.

그리고 교역재 인플레이션은 명목환율의 변동에 직접적인 영향하에 놓인다고 가정하였다.

[eqn: pi_t sup T = nu ` triangle e_t + (1-nu) triangle e_{t-1 }]                     (4)

여기서 [eqn: 0 ≤ nu ≤ 1] 이며 환율의 교역재 인플레이션에 대한 전가속도(degree of pass-through)를 나타낸다. [eqn: nu = 1]일 때 명목환율의 변동은 100% 현재기 교역재 인플레이션에 전가된다.(완전전가, complete pass-through) 반면 [eqn: nu = 0]일 때 명목환율의 변동은 현재기 교역재 인플레이션에 영향을 미치지 못하고 한 기 이후에 전가된다.(비전가, no pass-through)

그리고 총인플레이션은 교역재와 비교역재 인플레이션의 가중평균으로 정의된다.

[eqn: pi_t`` ≡ `eta pi_t sup T + (1-eta) pi_t sup N]                       (5)

여기서 [eqn: eta]는 소비에서 차지하는 교역재의 비중을 나타낸다.

그리고 비교역재의 상대가격은 다음과 같이 정의된다.

[eqn: q_t`` ≡ p_t sup N - p_t sup T]                           (6)

여기서 [eqn: p_t sup N]은 비교역재 물가수준을, [eqn: p_t sup T]는 교역재 물가수준을 나타낸다.

그리고 위험이 제거되지 않은 이자율 평형정리(Uncovered Interest-rate Parity)가 성립한다.

[eqn: E_t triangle e_{t+1 } = i_t - i_t sup * - rho_t]                      (7)

여기서 [eqn: i_t]는 명목금리를, [eqn: i_t sup *]는 외국의 명목금리를, [eqn: rho_t]는 위험프리미엄(risk premium)을 각각 나타낸다. 그리고 위험프리미엄은 다음과 같은 AR(1)과정을 가지는 것으로 가정한다.

[eqn: rho_t = theta rho_{t-1 } + epsilon_t sup rho]                        (8)

여기서 [eqn: epsilon sup rho]는 평균이 0이고 분산이 [eqn: sigma_rho sup 2]인 iid shock이라고 가정한다.

그리고 실질금리는 명목금리에서 예상 총인플레이션을 제하여 구할 수 있다.

[eqn: r_t = i_t - E_t pi_{t+1 }]                         (9)

그리고 중앙은행은 물가안정을 위해 정책변수인 단기 명목금리를 활용하며, 목표달성을 위하여 최적정책을 도출하고자 한다. 이는 다음과 같은 중앙은행의 손실함수의 설정을 통하여 설명이 가능하다.

[eqn: L_0 = E_0 sum from {t=0 } to { infinity } beta sup t left { omega_pi rm pi_t sup 2 + it omega_{pi sup N } rm it pi_t sup N sup 2 + omega_y rm it y_t sup 2 + omega_{triangle i } rm it triangle i sup 2 right }]          (10)

따라서 중앙은행은 총인플레이션, 비교역재 인플레이션, GDP-gap의 안정을 꾀하기 위하여 노력한다. 또한 중앙은행은 금리차의 안정을 도모하고 있다. 이는 금리의 변동폭이 클 경우 금융의 불안정을 초래할 가능성이 있고, 금리변동이 빈번하면 중앙은행의 신뢰와 평판을 떨어뜨리기 때문에 중앙은행은 금리의 안정에 상당한 노력을 기울인다는 사실에 근거하였다.(Mishkin, 1999)

지금까지 설명한 합리적 기대모형의 해를 도출하기 위하여 모형경제를 다음과 같은 상태공간모형으로 표시한다.

[eqn: BMATRIX { { x sub {1 t+1 } } # { E_t `` x sub { 2t+1 } } } = A BMATRIX { { x sub {1 t } } # { x sub { 2t } } } + B u_t + BMATRIX { { epsilon_{t+1 } } # { bold 0 sub {n_2 ×1 } } }]                (11)

여기서 [eqn: x_1]은 [eqn: n_1 × 1] 벡터의 선결(predetermined) 변수로, [eqn: x_2]는 [eqn: n_2 × 1] 벡터의 미래기대(non-predetermined) 변수로 구성되어 있다. 그리고 [eqn: u] 벡터는 정책수단(policy instrument)을 포함한다. 따라서 [eqn: x_1] 벡터에는 인플레이션, GDP gap, 명목환율, 실질환율의 현재치 또는 과거치 등의 변수들이 포함될 수 있다. 그리고 [eqn: x_2] 벡터에는 인플레이션 예상치 및 명목환율 또는 실질환율 등을 설정하고자 하는 모형경제에 따라서 포함시킬 수 있다. 또한 [eqn: epsilon] 벡터는 경제교란요인으로서 기술충격, 환율충격, 수요충격 등을 고려할 수 있다. 우리가 고려하는 정책수단은 콜금리와 같은 초단기금리가 해당된다. 따라서 [eqn: u]는 초단기금리의 일변수로 구성된다. 즉,

[eqn: x_{1t } = [ {pi_t sup N } & {y_t } & {rho_t} & {i_{t-1 } } & {q_{t-1 } } & {e_{t-2 } } & {e_{t-1} } ] sup { ' }],

[eqn: x_{2 t } = [ e_t & E_t pi_{t+1} sup N ] sup '],                                  (12)

[eqn: u_t = i_t]

그리고 식 (11)의 행렬 A, B는 다음과 같다.

[eqn: A = BMATRIX { 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 1 # -gamma_1 & mu & -phi eta nu & 0 & -gamma_1 & -gamma_1 (1-nu) & (gamma_1- phi eta) (1-nu) -gamma_1 nu & phi eta (1- nu) + gamma_1 nu & phi (1- eta) # 0 & 0 & theta & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 # 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 # 1 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 # 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 1 & 0 & 0 # 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 0 & 1 & 0 # 0 & 0 & 1 & 0 & 0 & 0 & 0 & 1 & 1 # {-beta_1 -kappa } over {1-kappa } & -alpha over {1-kappa} & 0 & 0 & 0 & 0 & -beta_1 over {1-kappa}& beta_1 over {1-kappa} & 1 over {1-kappa} }] (13)

[eqn: B=1].

그리고 정책당국의 손실함수(loss function)는 다음과 같은 형태를 가진다.

[eqn: L_0 = E_0 SUM from { t = 0 } to infinity beta sup t BMATRIX { {x_t } & { u_t } } BMATRIX { {Q } & { U } # {U` ' } & { R } } BMATRIX { x_t # u_t }]                (14)

여기서 [eqn: L_t = Y_t ' K Y_t]로 나타낼 수 있고, 이 때 [eqn: K]행렬은 (4×4) 대각행렬(diagonal matrix)이며 손실함수에 고려된 변수를 포함하는[eqn: Y_t] 벡터는 다음과 같다.

[eqn: Y_t = BMATRIX { {1 } & {0} & {0 } & {0 } & { 0 } & {0 } & {eta} & {-eta } & {0` } & { 0 } # {1} & {0} & {0} & {0} & {0} & {0} & {0 } & {0} & { 0 } & { 0` } # {0} & {1} & {0} & {0} & {0} & {0} & {0 } & { 0 } & {0} & { 0` } # {0} & {0} & {0} & {-1} & {0} & {0} & {0 } & { 0 } & {0} & { 1` } } BMATRIX { x_{1t } # x_{2t } # u_t }]             (15)

약속(commitment)체제하에서의 최적정책의 라그랑지 함수는 다음과 같다. 이 체제하에서는 정책당국이 일반 민간경제주체들의 기대가 시간에 따라 달라지더라도 애초의 정책준칙을 일관성있게 유지한다.

[eqn: L_0 = E_0 Sum from {t=0 } to infinity beta sup t [ x ' Q x + 2 x_t sup ' U u_t + u_t sup ' R u_t + rho_{t+1 } sup ' (A x_t + B u_t + xi_{t+1 } - x_{t+1 } ) ]]    (16)

그리고 ([eqn: x_{1t}], [eqn: x_{2t }])에 대응하는 라그랑지 승수를 ([eqn: rho_{1t }],[eqn: rho_{2 t }])로 정의할 때, 1차 조건은 다음과 같이 나타낼 수 있다.

[eqn: G E_t BMATRIX { { k_{t+1 } } # { lambda sub { t+1 } } } = D BMATRIX { { k_t } # { lambda_t } }], 여기서 [eqn: k_t = BMATRIX { { x_{1t } } # { rho sub { 2t } } }], [eqn: lambda_t = BMATRIX { { x_{2t } } # { u_t } } } = D BMATRIX { { k_t } # { lambda_t } # rho_{1t} }].       (17)

여기서 G는 특이행렬(singular matrix)이다. 그런데 Sims(1999)와 Klein(1998)은 일반화된 Schur 분해(generalized Schur decomposition)를 이용하여 비교적 쉽게 해를 구하는 방법을 제시하였는 바, 본 연구에서는 Klein의 방법을 적용하고자 한다. 주어진 정방행렬(square matrix) G와 D를 다음과 같이 분해할 수 있다. [eqn: G = Q S Z sup H]와 [eqn: D = Q T Z sup H]. 여기서 [eqn: Z sup H]는 Z행렬의 complex conjugate이다. 그리고 Z행렬을 [eqn: k_t], [eqn: lambda_t], [eqn: theta_t], [eqn: delta_t]에 상응하게 분할(partition)하여 나타내면 아래와 같은 해를 구할 수 있다.

[eqn: theta_t] 와 [eqn: delta_t]는 다음과 같이 정의된다. [eqn: BMATRIX { theta_t # delta_t } = Z sup H BMATRIX { k_t # lambda_t }]

[eqn: BMATRIX { { k_t } # { lambda_t } } } = bmatrix { {Z_{k theta } } # { Z_{lambda rho } } } theta_t].                    (18)

따라서 모형경제에서의 결정해(decision rules)는 다음과 같이 구할 수 있다.

[eqn: BMATRIX { { x_{1t+1} } # { rho_{2t+1 } } } } = Z_{k theta } S_{theta theta } sup {-1} T_{theta theta } Z_{k theta } sup {-1 } BMATRIX { x_{1t } # rho_{2t} } + bmatrix { {epsilon_{t+1 } } # { bold 0_{ n_2 × 1 } } }],

[eqn: BMATRIX { { x_{2t } } # { u_t } # { rho_{1t} } } } = Z_{lambda theta } Z_{k theta } sup {-1} BMATRIX { x_{1t } # rho_{2t} }]                      (19)

결국 식 (11)과 같은 시스템이 작동하는 경제에서 중앙은행이 식 (14)의 손실함수를 최소화하는 최적정책을 펼치게 되면 식 (19)와 같은 경제변수들의 결정해를 도출하게 된다.

이렇게 구한 결정해가 경제적으로 합당한가를 판별하기 위해 [eqn: epsilon]에 포함된 외부충격에 대한 충격반응함수(impulse response function)을 구한다. 외부충격에 대한 경제변수들의 반응이 경제이론 및 경험칙에 부합된다면 다음으로 최적정책에 대한 유효성 분석을 행하고자 한다. 최소의 라그랑지값에서 얻게되는 최적반응함수(optimal response function)도 도출할 수 있다. 즉, 정책당국의 최적계획은 GDP gap, 환율, 인플레이션, 인플레이션 예상치 등의 정보변수의 변화에 대응하여 어떻게 초단기금리를 조정하는가를 밝혀낼 수 있다.

IV. 시뮬레이션

앞장에서 설정한 모형경제에 대해 시뮬레이션 작업을 하기 위해서는 모형의 매개변수들에 대한 값들을 정하여야 한다. 대부분의 매개변수 값들은 식 (2)와 식 (3)으로 이루어진 시스템에 대하여 1986-2001년간의 분기자료에 대하여 GMM 추정방법을 적용하여 구한 값들에 기반하였다.(<표 3> 참조)

한편 추정방법이 아닌 다른 방법으로 구한 계수들은 다음에 근거하여 값을 정하였다. 소비에서 차지하는 교역재의 비중([eqn: eta])는 물가지수의 편제시 교역재 상품의 가중치(429.8/1000)에 근거하였다. 그리고 공급충격, 수요충격, 위험프리미엄 충격의 표준편차는 남광희(2002a)를 따라 정하였고, 위험프리미엄의 지속성 계수도 남광희(2002a)에 근거하였다.

중앙은행의 할인율, [eqn: beta]는 Svensson(1997)과 마찬가지로 1의 값으로 주어졌다. 식 (10)의 손실함수에서 할인율이 1에 가까울수록 중앙은행은 장기적 손실을 더욱 중요시한다. 할인율이 1이라면 손실함수인 식 (10)은 다음과 같은 무조건부 기대값으로 귀착된다.

구체적인 도출은 Svensson(1997)을 참조.

[eqn: E( L_t ) = omega_pi rm Var ( pi_t ) + it omega_{pi sup N } rm Var ( it pi_t sup N ) + omega_y rm Var it ( y_t ) + omega_{triangle i } rm Var it ( triangle i )]       (20)

여기서 Var은 분산을 나타낸다.

이와 같이 정한 매개변수 값을 기반으로 모형경제에 대한 충격반응실험을 행하였다. 모의실험은 총인플레이션 타게팅과 비교역재 인플레이션 타게팅의 두 가지 경우를 비교하였다. 총인플레이션 타게팅은 중앙은행의 손실함수 식 (10)에서 [eqn: omega_pi = 1]이며 [eqn: omega_{pi sup N } = 0]인 경우이다. 이에 비해 비교역재 인플레이션 타게팅은 [eqn: omega_pi = 0]이며 [eqn: omega_{pi sup N } = 1]인 경우이다.

<그림 3>에는 총인플레이션 타게팅하에서의 충격반응함수가 그려져 있다. 충격반응은 총인플레이션, 비교역재 인플레이션, 비교역재 GDP-gap, 단기 명목금리, 명목환율 절하, 단기 실질금리의 순서로 제시되어 있다.

먼저, 공급충격의 영향을 살펴보자. 본 모형에서 고려하고 있는 공급충격은 비용상

<표 3> 매개변수 값

환율의 인플레이션 전가속도	[eqn: nu]	0.5
인플레이션 예상의 과거반영치	[eqn: kappa]	0.5
비교역재 인플레에 대한 GDP-gap의 영향	[eqn: alpha]	0.04
비교역재 인플레에 대한 환율변동의 영향	[eqn: beta_1]	0.02
소비에서 차지하는 교역재 비중	[eqn: eta]	0.43
output gap의 지속성	[eqn: mu]	0.8
실질금리에 대한 output gap의 민감도	[eqn: phi]	0.1
비교역재 상대가격에 대한 output gap의 민감도	[eqn: gamma_1]	0.05
위험프리미험의 지속성	[eqn: theta]	0.5
중앙은행의 할인율	[eqn: beta]	1.0
공급충격의 표준편차	[eqn: sigma_y]	0.02
수요충격의 표준편차	[eqn: sigma_d]	0.01
위험프리미엄 충격의 표준편차	[eqn: sigma_rho]	0.04

승(cost-push) 충격이다. 따라서 동 충격은 인플레이션과 GDP-gap에 정반대 방향으로 영향을 끼친다. 즉, GDP-gap은 부(-)의 반응을 보이고 있지만, 비교역재 인플레이션과 총 인플레이션은 정(+)의 반응을 보인다. 그리고 중앙은행이 인플레이션에 대응하여 단기 명목금리를 상승시킴에 따라 충격 초기 단계에는 명목환율이 일시적으로 절상되지만 인플레이션이 진행되면서 명목환율은 절하되기 시작한다.

[eqn: sigma_y]의 한 단위 충격이 모형에 가해진다.

다음으로 수요충격은 인플레이션과 GDP-gap에 동일한 방향으로 영향을 끼친다. 비교역재 부문의 수요충격으로 GDP-gap은 정(+)의 반응을 보인다. 그리고 비교역재 인플레이션도 정(+)의 반응을 보인다. 그러나 공급충격에 비하여 그 강도는 약하게 나타난다. 이에 대응하여 중앙은행이 단기 명목금리를 인상함에 따라 교역재 부문까지 포함한 총인플레이션은 오히려 일시적으로 디플레이션 현상을 보인다. 그리고 단기 명목금리 인상으로 인하여 명목환율은 일시적으로 절상을 보이기도 하지만 인플레이션이 지속되면서 완만한 절하를 보인다.

[eqn: sigma_d]의 한 단위 충격이 모형에 가해진다.

마지막으로 환율충격은 명목환율의 즉각적인 절하를 가져온다. 이에 대응하여 중앙은행은 단기 명목금리를 급격히 인상시키므로 비교역재 부문의 GDP-gap의 하락을 초래하며 인플레이션도 완만한 부(-)의 반응을 보인다. 그러나 실질금리가 하락하면서 비교역재에 대한 수요감축 효과가 약화되는 반면 비교역재 상대가격 하락에 따른 비교역재에 대한 수요가 증가하면서 비교역재 GDP-gap은 회복세를 보인다. 한편 환율로 인한 물가상승압력을 많이 받는 교역재 부문까지 고려한 총인플레이션은 정(+)의 반응을 보이며 그 형태는 명목환율 절하의 변동과 비슷한 모습을 보인다.

리스크 프리미엄 충격, [eqn: sigma_rho]의 한 단위 충격이 모형에 가해진다.

<그림 3> 충격반응함수(총인플레이션 타게팅)

공급충격

수요충격

환율충격

이제 <그림 4>에 제시되어 있는 비교역재 인플레이션 타게팅의 충격반응함수를 보면서, <그림 3>의 총인플레이션 타게팅과 어떠한 차이를 보이는지 알아보고자 한다. 양 타게팅에 대한 대부분 변수들의 변화방향은 비슷한 모습을 보이고 있다. 하지만 반응의 정도에서 다소간 차이를 발견할 수 있다. 비교역재 인플레이션 타게팅의 경우 공급 및 수요충격에 대해 초기에는 단기 명목금리가 크게 반응하고 있음을 알 수 있다. 따라서 총인플레이션, 명목환율의 절하, 단기 실질금리의 반응이 크게 나타나고 있다. 반면 환율충격에 대해서는 단기 명목금리의 반응이 약하게 나타난다.

그리고 또 다른 차이점은 환율충격에 대응하여 총인플레이션 타게팅하에서는 산출이 하락세를 보이지만 비교역재 인플레이션 타게팅하에서는 오히려 완만한 상승세를 보이고 있다는 사실이다. 총인플레이션 타게팅하에서는 환율이 교역재 인플레이션에 전가되는 현상을 막기 위해 중앙은행은 단기 명목금리의 급격한 인상을 단행하게 된다. 그 결과 산출의 침체를 초래하게 된다. 이에 비해 비교역재 인플레이션하에서는 중앙은행은 환율의 변동에 민감하게 대응하지 않고 소폭의 단기 명목금리 인상을 단행하게 된다. 이에 따른 산출의 침체는 환율절하에 따른 비교역재 상대가격 하락으로 인한 비교역재 부문에 대한 수요증가로 상쇄된다. 그 결과 비교역재 부문의 산출은 오히려 완만한 상승세를 보이게 된다.

<그림 4> 충격반응함수(비교역재 인플레이션 타게팅)

공급충격

수요충격

환율충격

이제 위에서 언급한 세가지 충격이 모형에 가해졌을 때 모형경제의 변동성을 살펴보자.(<표 4> 참조) 총인플레이션 타게팅과 비교하여 비교역재 인플레이션 타게팅은 총 인플레이션([eqn: pi])의 변동성은 높지만 비교역재 인플레이션([eqn: pi sup N])의 변동성은 낮게 나타났다. 따라서 비교역재 부문의 인플레이션을 완화하는 대가로 교역재 부문의 인플레이션을 초래하였음을 알 수 있다. 그리고 비교역재 부문의 산출([eqn: y])도 변동성이 낮게 나타났다. 위의 충격반응함수에서 살펴보았듯이, 단기 명목금리의 적극적인 대응으로 그 변동성이 높게 나타났고, 이에 따라 명목환율 절하의 변동성도 매우 높게 나타났다.

변동성은 표준편차로 측정한다.

<표 4> 세 가지 충격이 모두 가해졌을 경우 변동성

	총인플레타게팅(A)	비교역재 인플레 타게팅(B)	B/A
[eqn: pi]	1.8153	3.8257	2.11
[eqn: pi sup N]	3.5451	3.1930	0.90
[eqn: y]	3.7184	3.3255	0.89
[eqn: i]	4.6243	4.8016	1.04
[eqn: triangle e]	3.6201	9.8692	2.73
[eqn: r]	4.6622	4.1678	0.89
[eqn: q]	18.3267	17.4868	0.95
[eqn: triangle i]	3.7276	3.0751	0.83

세 가지 충격에 대한 상대적 크기를 달리하여 모의실험을 행하였기 때문에 만약 상대적 크기가 실제로 달라진다면 <표 4>의 결과도 달라질 것이다. 그래서 아래에서는 공급, 수요, 환율충격을 각각 개별적으로 가했을 때 모형경제의 변동성을 조사하였다. 그 결과가 <표 5>, <표 6> 및 <표 7>에 제시되어 있는데 이를 통하여 얻을 수 있는 결론을 요약하면 다음과 같다.

첫째, 총인플레이션 타게팅과 비교역재 인플레이션 타게팅 모두 일방적인 우위를 가지는 정책은 발견할 수 없다. 총인플레이션 타게팅은 총인플레이션을 안정시켜주는 반면, 비교역재 인플레이션과 산출을 안정시켜주지 못한다. 이와 반대로 비교역재 인플레이션 타게팅은 비교역재 인플레이션과 산출의 안정에 우위를 보이는 반면 총인플레이션의 안정에는 실패하고 있다.

둘째, 비교역재 인플레이션 타게팅하에서 중앙은행은 환율의 변동에 크게 연연하지 않는 정책대응을 한다. 이에 반해 총인플레이션 타게팅하에서는 환율이 상대적으로 안정적으로 움직인다. 환율의 변동은 교역재 인플레이션에 직접적인 영향을 끼치기 때문에 교역재를 포괄하는 총인플레이션 타게팅 정책을 수행하는 중앙은행은 환율안정에 보다 적극적이기 때문이다.

셋째, 공급 및 수요충격과 같은 국내로부터의 충격에 대하여 비교역재 인플레이션 타게팅하에서 중앙은행은 금리조정에 적극적이다. 따라서 비교역재 인플레이션과 산출의 균형유지에는 성공적이지만 환율과 총인플레이션의 안정에는 성공적이지 못하다.

넷째, 환율충격에 대하여 비교역재 인플레이션 타게팅은 환율변동을 용인하여 금리변화가 작다. 반면 총인플레이션 타게팅은 환율변동이 교역재 인플레이션에 미치는 영향을 완화시키기 위해 금리를 적극적으로 조정한다. 그 결과 비교역재 인플레이션과 산출의 변동을 수반하게 된다.

<표 5> 공급충격만 가해졌을 경우 변동성

	총인플레타게팅(A)	비교역재 인플레 타게팅(B)	B/A
[eqn: pi]	1.6371	2.3417	1.43
[eqn: pi sup N]	3.4569	3.1720	0.92
[eqn: y]	3.2002	3.0530	0.95
[eqn: i]	2.0674	3.5869	1.74
[eqn: triangle e]	2.3299	4.4252	1.90
[eqn: r]	2.1033	1.9609	0.93
[eqn: q]	16.8672	15.5370	0.92
[eqn: triangle i]	0.7103	1.7136	2.41

<표 6> 수요충격만 가해졌을 경우 변동성

	총인플레타게팅(A)	비교역재 인플레 타게팅(B)	B/A
[eqn: pi]	0.4370	1.9559	4.48
[eqn: pi sup N]	0.5002	0.2368	0.47
[eqn: y]	1.5321	1.1508	0.75
[eqn: i]	0.8073	2.8814	3.57
[eqn: triangle e]	1.6499	5.9034	3.58
[eqn: r]	0.9767	2.9578	3.03
[eqn: q]	4.6930	5.5976	1.19
[eqn: triangle i]	1.1416	2.4127	2.11

<표 7> 환율충격만 가해졌을 경우 변동성

	총인플레타게팅(A)	비교역재 인플레 타게팅(B)	B/A
[eqn: pi]	0.4583	1.8181	3.97
[eqn: pi sup N]	0.4830	0.1943	0.40
[eqn: y]	0.9035	0.3673	0.41
[eqn: i]	4.0671	1.4770	0.36
[eqn: triangle e]	2.1855	6.5043	2.98
[eqn: r]	4.0774	2.2928	0.56
[eqn: q]	4.7873	5.3200	1.11
[eqn: triangle i]	3.4829	0.9172	0.26

아래에서는 중앙은행의 반응함수(reaction function)를 살펴보고자 한다. 식 (10)의 손실함수를 최소화하는 단기금리 반응함수는 최적 정책준칙을 의미한다. 동 준칙은 인플레이션 및 소득 등의 목적변수에 영향을 미치는 모든 선결변수(predetermined variables)의 선형함수로 나타난다.

먼저 벤치마크 모형(환율의 인플레이션 전가속도=0.5)에서 총인플레이션 타게팅과 비교역재 인플레이션 타게팅간의 반응함수를 비교하여 보자.(<표 8> 참조) 비교역재 인플레이션([eqn: pi_t sup N])과 비교역재 GDP-gap([eqn: y_t])에 대한 반응계수가 비교역재 인플레이션 타게팅에서 강하게 나왔다. 반면 환율충격([eqn: rho_t])에 대한 반응은 총인플레이션 타게팅이 강하게 나타났다. 하지만 현재 환율에 대한 잠재가격([eqn: rho_{e_t }])과 다음기 비교역재 인플레이션에 대한 예상치에 대한 잠재가격([eqn: rho_{ E_t pi_{t+1 } sup N }])에 대한 반응은 비교역재 인플레 타게팅에서 강하게 나타났다. 이상의 결과를 요약하면, 비교역재 인플레 타게팅하에서 중앙은행은 비교역재 인플레이션과 GDP-gap에 대해 강하게 반응하며 환율충격자체 보다는 충격이 전달된 뒤의 환율에 대해 강하게 반응하는 것으로 나타났다.

현재기 환율의 잠재가격에 대한 반응계수가 음수라는 사실은 환율이 상승할 때 중앙은행이 금리를 상승시키는 반응을 보인다는 사실을 의미한다.

이제 환율의 인플레이션 전가속도에 따라 반응함수가 어떻게 변화하는지 살펴보자. 우선 환율변동이 현재기 물가에 완전히 전가되는 경우([eqn: nu = 1]) 과거기 환율에 대한 중앙은행의 반응은 없음을 확인할 수 있다. 총인플레이션 타게팅의 경우 전가속도가 빨라질수록, 즉 [eqn: nu ` = ` 0 `→` 0.5` → `1]으로 높아질수록, 환율충격 자체([eqn: rho_t])에 대한 반응강도가 높아짐을 알 수 있다. 그러나 다른 변수에 대한 반응정도는 비선형적인 반응을 보이고 있다.

비교역재 인플레이션 타게팅의 경우 전가속도가 빨라지면 비교역재 인플레 및 GDP-gap, 환율충격에 대한 반응강도는 오히려 낮아진다. 하지만 현재 환율의 잠재가격 및 미래 비교역재 인플레에 대한 예상치의 잠재가격에 대한 반응이 강화됨을 알 수 있다.

<표 8> 반응함수

	[eqn: pi_t sup N]	[eqn: {y_t }]	[eqn: {rho_t}]	[eqn: {i_{t-1 } }]	[eqn: {q_{t-1 } }]	[eqn: {e_{t-1} }]	[eqn: {e_{t-2 } }]	[eqn: rho_{ e_t }]	[eqn: rho_{ E_t pi_{t+1} sup N }]
총인플레타게팅 [eqn: nu = 0]	0.0139	-0.0741	0.9947	0.0354	0.1597	-0.1597	0.1597	-0.8657	0.0424
[eqn: nu = 0.5]	0.1231	0.5783	0.7316	0.1124	0.0042	0.2927	-0.2927	-5.8247	-0.0833
[eqn: nu = 1]	-0.1721	-0.1980	1.0109	0.0378	0.1514	0.0000	0.0000	-0.8523	0.0719
비교역재인플레 타게팅 [eqn: nu = 0]	1.0343	2.2305	0.2198	0.3000	0.0265	-0.0265	0.0265	-14.6950	-0.2183
[eqn: nu = 0.5]	0.6766	2.1410	0.1775	0.3429	0.0196	-0.0098	0.0098	-19.3215	-0.2236
[eqn: nu = 1]	0.1211	1.9436	0.1499	0.3903	0.0047	0.0000	0.0000	-25.6334	-0.2424

이제 엄격한 인플레이션 타게팅 정책과 신축적 인플레이션 타게팅 정책을 비교하고자 한다. 물가안정만을 목표로 삼는 엄격한 인플레이션 타게팅하에서 GDP-gap의 안정에 대하여 중앙은행은 관심을 두지 않는다. 즉, 엄격한 인플레이션 타게팅하에서 [eqn: omega_y = 0]이 된다. 이에 비하여 신축적 인플레이션 타게팅하에서 중앙은행은 물가안정뿐만 아니라 GDP-gap의 안정을 위해서도 노력을 기울인다. 이 때 중앙은행의 목표변수[eqn: y]에 대한 가중치는 정(+)의 값을 가진다. 즉, [eqn: omega_y `> `0]이 된다.

이제 [eqn: omega_y]의 값을 0, 0.5, 1로 주었을 때 총인플레이션 타게팅과 비교역재 인플레이션 타게팅의 차이점을 살펴보고자 한다. <표 9>에 제시되어 있는 모형경제의 변동성을 보면, [eqn: omega_y]의 값이 높아질수록 양 체제 모두 GDP-gap의 변동성은 낮아진다. 이는 중앙은행이 GDP-gap의 안정을 중시하는 정책시행에 따른 당연한 결과라고 볼 수 있다. 이처럼 중앙은행의 타게팅 정책이 GDP-gap의 안정이라는 측면에서는 성공적이다. 이러한 사실은 <표 10>에 제시되어 있는 반응함수에서도 확인할 수 있는데, GDP-gap의 안정을 위하여 중앙은행은 양 체제하에서 모두 GDP-gap에 대한 반응계수를 높이고 있다. 그런데 GDP-gap의 안정에는 성공적이지만 대신 물가안정의 목표달성에는 이전보다 부진하다. 이러한 사실은 <표 10>에 제시되어 있는 반응함수에서도 확인할 수 있는데, 총인플레이션 타게팅하에서 총인플레이션에 대한 반응계수(환율의 잠재가격에 대한 반응계수를 통하여 간접적으로 확인 가능)는 약화되며, 비교역재 타게팅하에서 비교역재 인플레이션에 대한 반응계수가 혼조세를 보이게 된다. 따라서 총인플레이션 타게팅의 경우 총 인플레이션의 변동성이 증가하고([eqn: sigma_pi = 0.3863 → 1.8153 → 2.4801]), 비교역재 인플레이션 타게팅의 경우 비교역재 인플레이션의 변동성이 증가한다.([eqn: sigma_{pi sup N } = 2.0603 → 3.1930 → 3.4776])

GDP-gap 안정에 치중할수록 비교역재 인플레이션하에서 상대적으로 GDP-gap이 더욱 안정되며 단기 명목금리의 변동성도 완화될 수 있음을 알 수 있다. 이에 따라 명목환율의 변동성도 완화된다. 따라서 비교역재 인플레이션 타게팅하에서는 GDP-gap의 안정에 주안점을 두는 것이 실효성이 높게 나타난다.

<표 9> 변동성

	[eqn: pi]	[eqn: pi sup N]	[eqn: y]	[eqn: i]	[eqn: triangle e]	[eqn: r]	[eqn: q]	[eqn: triangle i]
총인플레타게팅 [eqn: omega_y = 0]	0.3863	3.8994	5.3917	5.7970	5.5677	5.9081	27.1612	4.2323
[eqn: omega_y = 0.5]	1.8153	3.5451	3.7184	4.6243	3.6201	4.6622	18.3267	3.7276
[eqn: omega_y = 1]	2.4801	3.6477	3.1776	4.4106	4.2461	4.3853	15.6192	3.8811
비교역재인플레 타게팅 [eqn: omega_y = 0]	11.9430	2.0603	11.3283	7.2401	35.4263	14.1378	58.9072	7.2401
[eqn: omega_y = 0.5]	3.8257	3.1930	3.3255	3.0751	9.8692	4.1678	17.4868	3.0751
[eqn: omega_y = 1]	4.1130	3.4776	2.8485	4.1357	9.8456	4.5042	14.9642	4.1357

<표 10> 반응함수

	[eqn: pi_t sup N]	[eqn: {y_t }]	[eqn: {rho_t}]	[eqn: {i_{t-1 } }]	[eqn: {q_{t-1 } }]	[eqn: {e_{t-1} }]	[eqn: {e_{t-2 } }]	[eqn: rho_{ e_t }]	[eqn: rho_{ E_t pi_{t+1} sup N }]
총인플레타게팅 [eqn: omega_y = 0]	-0.0305	-0.2078	0.8501	0.1218	0.0576	-0.3200	0.3200	-6.8810	-0.1159
[eqn: omega_y = 0.5]	0.1231	0.5783	0.7316	0.1124	0.0042	0.2927	-0.2927	-5.8247	-0.0833
[eqn: omega_y = 1]	0.2793	1.1371	0.6579	0.1051	-0.0180	-0.2706	0.2706	-5.1610	-0.0688
비교역재인플레 타게팅 [eqn: omega_y = 0]	1.6011	0.0099	0.1158	0.6900	0.0616	0.0308	-0.0308	-100.640	-2.4547
[eqn: omega_y = 0.5]	0.6766	2.1410	0.1775	0.3429	0.0196	-0.0098	0.0098	-19.3215	-0.2236
[eqn: omega_y = 1]	1.0066	2.8660	0.2041	0.2714	0.0302	0.0151	-0.0151	-13.235	-0.1410

V. 결  론

본 연구는 해외부문으로부터의 충격에 취약한 우리나라와 같은 소규모 개방경제가 인플레이션 타게팅 정책을 시행할 때의 정책방향을 분석하고자 하였다. 이를 위하여 교역재 부문과 비교역재의 두 부문으로 구분하여 인플레이션의 요인을 분석하고, 총인플레이션 타게팅 정책과 비교역재 인플레이션 타게팅 정책을 비교분석하였다.

먼저, 1986-2001년간의 교역재 및 비교역재 물가지수를 편제하여 분석한 결과에 따르면, 외환위기이전의 90년대는 비교역재 부문의 물가상승압력이 교역재 부문을 압도하였으며, 그 결과로 비교역재의 상대가격이 꾸준히 상승하였다. 그러나 외환위기와중의 1998-1999년 동안에는 교역재 부문의 물가상승률이 높았다. 2000년부터 다시 비교역재 부문의 물가상승 압력이 높아졌다.

그리고 1986-2001년 동안의 총인플레이션은 상대적으로 수입물가 변동이 민감하게 반응하는데 반해, 비교역재 인플레이션은 초과수요와 노동비용 변동에 민감하게 반응하였다.

교역재 부문과 비교역재의 두 부문으로 이루어진 경제를 대상으로 총인플레이션 타게팅 정책과 비교역재 인플레이션 타게팅 정책을 시행했을 때 정책결과를 비교하였다. 그 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 총인플레이션 타게팅과 비교역재 인플레이션 타게팅 모두 일방적인 우위를 가지는 정책은 발견할 수 없다. 총인플레이션 타게팅은 총인플레이션을 안정시켜주는 반면, 비교역재 인플레이션과 산출을 안정시켜주지 못한다. 이와 반대로 비교역재 인플레이션 타게팅은 비교역재 인플레이션과 산출의 안정에 우위를 보이는 반면 총인플레이션의 안정에는 실패하고 있다.

둘째, 비교역재 인플레이션 타게팅하에서 중앙은행은 환율의 변동에 크게 연연하지 않는 정책대응을 한다. 이에 반해 총인플레이션 타게팅하에서는 환율이 상대적으로 안정적으로 움직인다. 환율의 변동은 교역재 인플레이션에 직접적인 영향을 끼치기 때문에 교역재를 포함하는 총인플레이션 타게팅 정책을 수행하는 중앙은행은 환율안정에 보다 적극적이기 때문이다.

셋째, 공급 및 수요충격과 같은 국내로부터의 충격에 대하여 비교역재 인플레이션 타게팅하에서 중앙은행은 금리조정에 적극적이다. 따라서 비교역재 인플레이션과 산출의 균형유지에는 성공적이지만 환율과 총인플레이션의 안정에는 성공적이지 못하다.

넷째, 환율충격에 대하여 비교역재 인플레이션 타게팅은 환율변동을 용인하여 금리변화가 낮다. 반면 총인플레이션 타게팅은 환율변동이 교역재 인플레이션에 미치는 영향을 완화시키기 위해 금리를 적극적으로 조정한다. 그 결과 비교역재 인플레이션과 산출의 변동을 수반하게 된다.

결국 경제에 가해지는 외부충격의 종류에 따라서 중앙은행 통화정책의 성과가 달리 나타나고 있음을 알 수 있다. 따라서 중앙은행은 현재 경제에 영향을 미치고 있는 외부충격의 성격을 정확히 파악하는 작업이 중요하며, 그 충격의 종류에 따라 적절한 타게팅 정책을 펼치는 정책대응이 필요하다고 생각한다.

그런데 본 연구에서 설정한 모형경제는 비교역재 부문은 구체적으로 설정하였으나 교역재 부문에 대해서는 구체적인 설정을 생략하였다. 특히 교역재 부문의 산출이 구체적으로 어떻게 결정되는가에 대한 분석이 결여되어있다. 향후 연구에서는 수출부문의 비중이 큰 우리 경제에 대한 정책적 함의를 도출하기 위해서는 이 부분을 보강할 필요가 있다.

또한 본 연구에서는 중앙은행이 약속을 이행하는 체제를 분석하였다. 그러나 동태적 비일관성의 문제에 직면하여 중앙은행이 재량적 통화정책을 시행할 경우 타게팅 정책의 효과에 대해서도 앞으로 연구가 더 진행되어야 하리라고 생각한다.

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<부 록>

물가지수 분류내역

기본분류	세분류	품목명	교역재	비교역재
식료품	곡류		o
	육류		o
	낙농품		o
	어개류		o
	채소․해초		o
	과실		o
	유지․조미료		o
	빵 및 과자		o
	차와 음료		o
	주류		o
	기타 식료품		o
	외식			o
주거비	집세			o
	주택설비수리	설비수리재료	o
		설비수리서비스		o
	기타주거			o
광열․수도	전기료			o
	수도료			o
	연료	연탄	o
		등유	o
		LPG(취사용)	o
		도시가스		o
		부탄가스	o
가구집기․ 사무용품	일반가구		o
	가정용가구		o
	주방용품		o
	가사잡화소모품		o
	침구 및 직물제품		o
	가사서비스			o
피복 및 신발	외의		o
	스웨타․셔츠		o
	내의		o
	기타피복․신발		o
	피복서비스			o
보건의료	의약품		o
	보건의료용품		o
	보건의료서비스			o
교육	납입금			o
	기타교육			o
	문방구		o
교양․오락	신문․도서			o
	교양오락기구		o
	교양오락서비스			o

기본분류	세분류	품목명	교역재	비교역재
교통․통신	공공교통			o
	개인교통	자전거	o
		소형승용차	o
		중형승용차	o
		대형승용차	o
		경승용차	o
		지프형승용차	o
		승용차용타이어	o
		휘발유	o
		경유	o
		LPG(자동차용)	o
		엔진오일교체료		o
		자동차검사료		o
		자동차책임보험료		o
		자동차종합보험료		o
		고속도로통행료		o
		승용차임차료		o
		자동차세차료		o
	통신	기본전화료		o
		시내전화료		o
		시외전화료		o
		공중전화료		o
		국제전화료		o
		이동전화료		o
		LM전화료		o
		정보이용료		o
		정보통신회선이용료		o
		이동전화부가서비스료		o
		국내우편료		o
		국제우편료		o
		유선전화기	o
		무선전화기	o
기타장비	이․미용용품		o
	이․미용서비스			o
	장신구		o
식료품이외	담배		o
	숙박비			o
	수수료			o