외환위기 이후 원화 환율의 결정에 관한 연구

김  봉한*

2003. 1

본 논문에서는 외환위기 이후 원화 환율의 결정과정을 일별 데이터를 사용해서 실증분석하였다. 본 연구에서는 원화환율의 결정에 대해서 두 가지 실증분석결과를 얻었다. 첫째, 외환위기 이후 원화가치의 결정에서 달러화의 가치의 중요성이 감소하고 엔화가치의 중요성이 급증하였다. 둘째, 2000년과 2002년에는 원/엔 환율이 3-regimes의 TAR모형을 따르는 것으로 나타났다. Threshold ECM으로 추정결과, 2000년과 2002년에는 원/엔 환율이 일정한 범위가 유지되도록 원/달러 환율이 비선형적으로 조정된다는 결과를 얻었다.

이러한 원화 환율결정에 대한 실증분석 결과는 두 가지로 해석할 수 있다. 첫째는 우리나라의 환율제도가 실제로는 외환당국에 의해서 관리되는 관리변동환율제도라는 해석이다. 외환당국이 수출경쟁력의 확보와 물가안정을 동시에 추구하여서 원/엔을 가능한 일정한 수준에서 안정시키고자 외환시장에 개입해서 원/달러 환율에 영향을 미친다는 것이다. 둘째는 우리나라의 환율제도는 실제로 자유변동환율제도로 운영되지만 외환위기이후에 시장참가자들의 자율적인 거래결과 원/달러 환율과 엔/달러 환율의 동조화가 심화되어 원/엔 환율에 따라 원/달러 환율이 비선형적으로 조정되었다는 해석이다.

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* 공주대학교 경제통상학부

Tel: 042-850-8391  E-mail: bongkim@kongju.ac.kr

I. 서론

외환당국자는  우리나라의 환율제도를 1997년 말 외환위기직후 시장평균환율제도에서 자유변동환율제도로 전환했다고 선언했다. 또한 IMF는 2000년 3월 한국을 포함한 49국의 환율제도를 독립적인 변동환율제도(independently floating exchange rate regime)라고 분류하고 있다. 하지만 개도국에서 외환당국이 주장하는 환율제도와 실제로 운영되는 환율제도에는 많은 차이가 존재하는 경우가 자주 발생된다. Calvo and Reinhart(2000)은 이러한 현상을 변동환율제도의 위험(fear of floating)때문이라고 했다. 이러한 주장에 따르면 우리나라를 비롯해서 외환위기가 발생했던 동남아시아국가들의 환율제도가 외환위기이후에도 외환위기이전에 비교해서  실질적인 변화가 없다는 것을 의미한다. Mckinnon(2000)이 주장한 것처럼 외환위기이후 우리나라의 환율제도도 관리변동(managed floating)환율제도라고 볼 수 있다는 것이다.

한편 Beng(2000), Moon(2002) 등의 연구들은 외환위기 이후 원/달러 환율의 결정에서 엔화환율의 영향력이 증대되었다는 사실을 보여주었다. 우리나라의 환율정책에서 엔화환율의 중요도는 외환당국의 정책목표에 따라 달라 질 수 있다. 즉 외환당국이 정책목표인 수출촉진, 물가안정, 대외준비금의 확충 또는 외국자본의 유출입 등에 어떻게 정책의 가중치를 부여하느냐에 따라 엔화환율이 한국의 환율정책에 미치는 중요도가 달라지게 된다.

만약 외환당국이 수출촉진을 중요한 목표로 설정하여 외환정책을 실시한다고 가정할 수 있다. 이 경우 한국과 일본은 주요 수출품에서 중복되는 정도가 커서 일본상품에 대한 가격경쟁력을 유지하기 위해서는 한국의 외환당국은 원/엔 환율이 일정한 수준이하로 떨어지지 않도록 정책적 대응을 한다고 볼 수 있다. 즉 엔/달러 환율이 상승하는 정도로 가능한 원/달러 환율을 상승시켜서 원/엔 환율을 일정한 수준을 초과하지 못 하도록 노력할 할 것이다.

다음으로 외환당국은 물가안정을 가장 중요한 목표로 외환정책을 실시한다고 가정할 수 있다. 특히 한국은 일본에서 상당한 크기의 수입을 하기 때문에 엔화가 원화에 대해서 가치가 높아지면 수입물가가 상승하는 문제점이 있다. 따라서 외환당국은 원/엔 환율이 크게 상승하는 것을 억제하고자 정책적 대응을 할 것이다.

그런데 외환당국이 수출촉진과 물가안정을 동시에 추진한다면 원/엔 환율을 일정한 범위내에서 안정시키고자 노력을 할 것이다. 만약 외환당국의 이러한 정책적 대응을 하고 외환시장참가자들이 이를 인식하여 장래 환율의 예측에 활용하여 외환을 거래하여 원/달러 환율이 결정된다면, 원화 환율과 엔화 환율의 결정에 동조화현상이 발생될 수 있다. 그 결과 원/엔 환율은 일정한 범위내에서 유지되고 이 범위를 벗어나면 다시 이 범위로 회귀하려는 경향이 있을 것이다.

따라서 원/달러 환율의 행태는 원/엔 환율이 일정한 범위에 있느냐 아니면 그 범위에서 이탈되어 있느냐의 여부와 이탈된 크기에 따라 영향을 받게 될 것이다. 원/달러 환율의 DGP(data-generating process)에 이러한 비선형적 조정과정이 존재하는 지는  Hansen and Seo(2001)의 Threshold ECM모형을 사용해서 검정할 수 있고, 원/엔 환율의 일정한 범위도 추정할 있다.

본 연구는 먼저 외환위기이후에도 원화 환율의 결정에서 달러가치가 결정적인 역할을 하고 있기 때문에 외환위기 이후의 우리나라의 환율제도는 실질적인 관리변동환율제도는 라는 기존의 연구들의 주장을 살펴보겠다. 이를 위해 Frankel and Wei(1994)의 방법으로 외환위기 이후 달러화에 대한 원화의 민감도가 줄어들고 엔화에 대한 원화의 민감도는 증가했는가의 여부를 살펴보겠다. 다음으로는 Threshold ECM(TECM)을 사용해서 원/달러 환율이 원/엔 환율이 일정한 범위에서 유지되도록 비선형적 조정과정을 보이는 가를 실증분석하겠다. 만약 원/달러 환율의 DGP에서 이러한 특성이 발견되고, 이러한 원/달러 환율의 특성이 외환당국의 시장개입으로 발생되었다면, 우리나라의 환율제도는 자유변동환율보다는 관리변동환율제도에 가깝다고 해석을 할 수도 있게 된다. 하지만 원/엔 환율을 일정수준으로 유지하기 위해서 원/달러 환율이 조정되는 것이 외환시장참여자들의 자율적인 기대에 따른 원/달러 및 엔/달러 환율의 동조화 심화에 기인한 것이라면 우리나라의 환율제도는 실제적으로도 자유변동환율제도라고 할 수 있을 것이다.

본 논문의 구성은 다음과 같다. 제2절에서는 먼저 특정 환율이 자유변동제도에 따라 결정되는 가를 실증분석하는 방법을 소개한다. 다음으로는 원/달러환율과 엔/달러 환율의 관계에 대한 기존의 연구결과를 정리하겠다. 제3절에서는 실증분석방법으로 사용될 Hansen and Seo(2001)의 TECM을 소개하겠다. 제4절에서는 실증분석결과를 요약하고 그 의미를 해석하겠다. 제5절에서는 본 연구를 요약하고 한계점 등에 대해서 살펴보겠다.

II. 환율제도의 평가에 대한 연구

일국의 환율제도가 실제로 자유변동환율로 이행되었느가를 판단하기 위해서는 기존의 연구에서는 두 가지의 방법을 사용하고 있다. 하나는 독립적인 통화를 선택한 후 단순한 회귀식을 사용해서 특정국의 통화가 달러화나 엔화 등에 대해서 얼마나 페그되어 있는가의 정도를 추정하는 것이다. 다른 하나의 방법은 환율의 변동성이나 외환시장의 개입정도가 얼마나 변동했는가를 사용해서 자유변동환율제도로 이행되었는가를 판단하는 것이다.

첫 번째 방법으로 Frankel and Wei(1994)는 동아시아국가들이 달러화에 페그하는 환율제도를 유지하고 있는 가를 분석하였다. 이들은 독립된 통화로 스위스 프랑을 선택해서 1979년에서 1992년까지의 표본기간동안 동아시아국가의 통화와 스위스 프랑화간의 환율을 종속변수로 하고, 미달러화의 대 스위스 프랑 환율 및 일본 엔화의 대 스위스 프랑화의 환율을 설명변수로 하는 회귀식을 추정하였다. 결과는 동아시아 9개국의 환율결정에서 여전히 미국 달러화에 대한 페그정도가 매우 높다는 것으로 나타났다.

Mckinnon(2000)도 유사한 회귀식방법으로 외환위기이후 동아시아국가들의 달러화에 대한 페그정도를 추정했다. 결과는 동아시아국가들의 경우 외환위기를 겪은 국가나 겪지 않은 국가나 모두 달러에 페그하는 외환위기전의 환율제도로 복귀했다는 것이다. 하지만 동일한 방법을 사용한 Moon(2002)은 한국의 경우에는 다소 상이한 결과를 얻었다. 즉 외환위기 이후 한국 원화 의 경우 달러화에 대한 민감도가 감소한 반면 엔화에 대한 민감도가 여타 동아시아국가에 비해 2배 정도로 증가했다는 것이다. 그는 이렇게 엔화에 대한 원화의 반응도가 크게 증가된 것은 2000년부터 원화와 엔화환율의 결정에서 동조화현상이 높아졌고, 한국의 통화정책이 통화량 목표제에서 인플레이션목표제로 변화되었으며, 한국의 전면적인 자본 및 외환자유화의 실시되었기 때문이라고 해석하였다.

일국의 환율제도를 평가하는 두 번째 방법으로는 VAR을 사용해서 환율, 이자율, 주가 및 대외준비금의 수준 또는 변동성에 밀접한 관계가 있는 가를 검정하는 방법이다. 만약 특정국의 환율제도가 외환시장의 개입이 없는 자유변동환율제도라고 한다면 이 국가에서  환율, 이자율 등의 관계가 자유변동환율제도를 실제로 채택하고 있는 미국과 일본에서의 관계와 유사해야 한다는 것이다. Calvo and Reinhart(2000)은 39개국의 1970-1999년까지의 환율, 외환보유고, 통화량, 이자율 및 재화가격의 변동자료를 이용해서 명목상의 환율제도(official label)와 실제의 환율제도와의 격차를 조사․분석했다. 이들은 자유변동환율제도를 채택한다고 주장하는 개도국들의 환율의 변동성 또는 외환시장개입정도가 미국이나 일본의 경우보다는 고정환율제도를 채택한 국가의 경우와 유사하다는 결과를 얻었다. 즉 환율결정 자유화에 대한 두려움(fear of floating)때문에 외환시장에 대한 개입을 초래한다는 것이다. Park, Chung and Wang(1999)은 한국에서 외환위기이후 적극적인 외환시장개입이 이루어졌는가를 판단하기 위해서 환율, 주가 및 이자율간의 관계를 분석하였다. 이들은 외환위기이후 3변수들의 변동성간에 Granger 인과관계를 발견하지 못했다. 이러한 결과는 한국이 관리변동환율제도에서 자유변동환율제도로  이행했었도 이들 3변수들간에는 밀접한 관계가 없는 것을 의미하고 따라서 한국의 환율제도는 외환위기이후에도 변화가 없다는 것이다.

결론적으로 기존의 대부분의 연구에서는 한국을 포함한 개도국들은 여전히 관리변동환율제도나 달러에 페그하는 환율제도를 실시한다는 것이다.

III. 실증분석 방법

1. Frankel and Wei(1994)의 방법

Mckinnon(2000)과 Baig(2001) 등의 많은 연구들은 우리나라를 포함한 동아시아국가들이 외환위기 이후에도 외환위기이전과 같이 관리변동환율제를 실시한다고 주장하고 있다. 이들은 동아시아국가 통화의 환율결정시 달러화에 대한 페그의 정도가 매우 높다는 연구결과를 근거로 그러한 주장을 하고 있다.

본 연구에서는 이러한 기존 연구들의 결과를 살펴보기 위해서 Frankel and Wei(1994)의 방법을 사용하여 외환위기 이후 원화환율의 결정에서 달러화의 중요도를 분석하겠다. 이를 위해 기존의 연구와 같게 스위스 프랑화를 기준통화(numeraie)로 사용한다. 설명변수로 사용되는 국제통화는 미 달러화, 일본 엔화 및 유로화로 선택하였다.

Frankel and Wei(1994)는 기준통화로 스위스 프랑화와 SDR을 사용했다. 하지만 두 경우에 유사한 결과를 얻었다.

[eqn: DELTA ln (SF/KRW~) sub t ~=~ alpha sub 0 + alpha sub 1 DELTA ln (SF/USD~) sub t + alpha sub 2 DELTA ln (SF/JPY~) sub t + alpha sub 3 DELTA ln (SF/EUR~) sub t + epsilon sub t]  (1)

여기서 [eqn: SF], [eqn: KRF], [eqn: USD], [eqn: JPY]과 [eqn: EUR]은 각각 스위스 프랑화, 한국원화, 미국 달러화, 일본 엔화 및 유로화를 나타낸다.

2. Hansen and Seo(2001)의 Thershold ECM모형

만약 외환당국이 수출촉진과 물가안정을 동시에 추진하여 원/엔 환율을 일정한 범위내에서 안정시키고자 외환시장에 개입한다고 가정한다. 그리고 외환시장참가자들이 이러한 외환당국의 행태를 기대형성에 반영하여 주요 외환시장에서 결정되는 엔/달러환율 수준을 서울 외환시장에서 원/달러 거래의 참고지표로 사용한다면 원/달러와 엔/달러 환율의 결정에 동조화현상이 심화되게 된다. 그 결과 원/엔 환율은 일정한 범위내에서 유지되고 이 범위를 벗어나면 원/달러 환율이 조정되어 다시 이 범위로 회귀하는 경향이 있다고 존재한다고 할 수 있다. 그러면 원/달러 환율의 행태는 원/엔 환율이 일정한 범위에 있느냐 아니면 그 범위에서 이탈되어 있느냐의 여부와 그 범위로 부터의 이탈된 크기에 따라 영향을 받게 될 것이다.

원/달러 환율의 DGP에 이러한 행태가 존재하는 지는  Hansen and Seo(2001)의 Threshold ECM(TECM) 모형을 사용해서 검정할 수 있고 원/엔 환율의 범위도 추정할 있다. 원/달러 환율과 엔/달러 환율에 자연대수를 취한 것을 [eqn: ln WOND sub t] 와[eqn: ln YEND sub t] 으로 나타내면 자연대수를 취한 원/엔 환율을 [eqn: w sub t]로 나타내면 [eqn: w sub t = ln WOND sub t - ln YEND sub t] 가 된다.  원/엔 환율은 외환당국의 정책적 대응과 시장참가자들의 기대 등으로 일정한 범위에 위치하고, 이를 이탈하면 다시 이 범위로 회귀하려는 경향이 있다고 한다면  [eqn: w sub t]는  다음과 같이 3개의 regime을 갖는 TAR(Threshold Autoregression) 모형으로 나타낼 수 있다.

[eqn: w sub t ~=~ psi sub 0 sup (1) + psi sub 1 sup (1) w sub t-1 + epsilon sub t sup (1)]    [eqn: w sub t-1 <= gamma sub 1]       (Regime I)

[eqn: w sub t ~=~ psi sub 0 sup (2) + psi sub 1 sup (2) w sub t-1 + epsilon sub t sup (2)]    [eqn: gamma sub 1 < w sub t-1 <= gamma sub 2]    (Regime II)        (2)

[eqn: w sub t ~=~ psi sub 0 sup (3) + psi sub 1 sup (3) w sub t-1 + epsilon sub t sup (3)]    [eqn: gamma sub 2 < w sub t-1]       (Regime III)

여기서 Threshold 모수인 [eqn: gamma sub 1]와 [eqn: gamma sub 2]는 정책당국이나 시장참가자들이 바람직하다고 생각하여 유지하고자 하는 원/엔 환율의 일정한 범위의 하한과 상한을 각각 나타낸다. 외환당국이 수출촉진과 물가안정을 위해서 원/엔 환율을 일정한 범위에 안정시키기고자 정책적 대응을 한다고 가정하여 3개의 regime을 해석하면 다음과 같다. Regime I은 원화의 가치가 고평가되어 한국의 수출경쟁력이 악화된다. 따라서 외환당국자는 외환시장에서 원화를 공급하고 달러를 매입하게 되는데 그 결과 원화의 가치가 하락할 것이다. 결국 원/엔화 환율은 상승하여 Regime II로 회귀할 것이다. Regime III는 원화의 가치가 저평가되어 수입가격의 상승으로 인한 인플레이션의 상승이 우려가 있으므로 외환당국자는 원화를 매입하여 달러대비 원화의 가치를 상승시켜 엔화에 대한 원화가치를 상승시켜 [eqn: w sub t] 의 인하를 유도할 것이다. 그리고 Regime II는 외환당국이나 시장참여자들이 원/엔 환율이 적절한 수준에 있다고 생각하기 때문에 원/엔 환율이 이 곳에서 벗어나지 않도록 유도할 것이다.  이처럼 TAR 모형은 원/엔 환율의 비선형 조정과정을 설명할 수 있지만, 이러한 특성이 원/달러 환율과  엔/달러 환율의 상호조정과정을 밝히기 위해서는 TAR 모형을 일반화시킨 다변량계량모형이 필요하게 된다. 우선 다음과 같은 선형 오차수정모형(ECM)을 생각해 보자.

[eqn: DELTA` x sub t ``=`` mu + alpha ~w sub t-1 + SUM from j=1^` to l_` GAMMA sub j ~Delta ` x sub t-j + u sub t]	(3)

그런데 여기서 식 (2)이 함축하는 조건을 만족시키면서 Hansen and Seo(2001)의 Threshold ECM모형을 사용하여 실증분석을 하기 위해서  [eqn: x sub t = ( ln WOND sub t , ln YEND sub t ) sup ']  이고 [eqn: w_t = ln WOND sub t - ln YEND sub t] 이다. 즉 원/달러 환율과 엔/달러 환율을 내생변수로 하고 오차수정항인 [eqn: w sub t] 는 원/엔 환율로 사용한다.

[eqn: ln WOND sub t]을 피설명변수로 하고 상수와 [eqn: ln YEND sub t]를 설명변수로 공적분회귀식을 고려할 경우  [eqn: ln YEND sub t]의 회귀계수는 1이 아니지만 오차수정항으로 [eqn: w_t = ln WOND sub t - ln YEND sub t]을 사용한 것은 이항이 원/엔 환율이고 일부 표본기간에서는 안정적 시계열(stationary time series)이기 때문이다.

식 (3)에서 [eqn: alpha]는 전기의 오차수정([eqn: w sub t-1])에 대한, 즉 전기의 원/엔 환율에 대한 조정벡터이며, [eqn: E sub t-1 ( u sub t ) = 0] 이다. 일반적으로 원/달러 환율과 엔/달러 환율에 장기균형관계인 공적분관계가 존재하면 원/엔 환율 [eqn: w sub t]은 정상적(stationary)인 시계열이 된다. [eqn: w sub t] 의 균형수렴성향은 ECM에서 조정벡터인 [eqn: alpha]에 의해 결정되는데, [eqn: alpha]가 0에 가까워질수록 균형수렴의 속도가 느리고 따라서 [eqn: w sub t]는 불안정한 시계열(nonstationary time-series)의 특성을 갖게 된다. 이와 같은 선형 ECM은 조정벡터가 상수이기 때문에 [eqn: w sub t]의 크기에 따라 조정속도가 달라지는 비선형 조정과정을 설명할 수 없게 된다. 이러한 문제를 해결하기 위해 Hansen and Seo(2001)는 원/달러 환율과 엔/달러 환율이 형성하는 장기균형관계와 [eqn: w sub t]의 비선형적 조정과정을 결합하기 위해 TAR모형을 다음과 같이 Threshold 벡터오차수정모형(TECM)으로 확장하였다.

[eqn: Delta x_t & = & ( mu_1 + alpha_1 w_t-1 + sum from j=1^` to l_` Gamma_1j ``Delta` x_t-j ) 1( w_t-1 <= gamma_1 ) + ## & & ( mu_2 + alpha_2 w_t-1 + sum from j=1^` to l_` Gamma_2j ``Delta` x_t-j ) 1( gamma_1 < w_t-1 <= gamma_2 ) + ## & & ( mu_3 + alpha_3 w_t-1 + sum from j=1^` to l_` Gamma_3j ```Delta` x_t-j ) 1( w_t-1 > gamma_2 ) + u_t]	(4)

여기서 세 개의 Regime [eqn: i= 1, 2, 3] 에 대하여 [eqn: mu sub i]는 (2×1)의 상수벡터이고, [eqn: alpha sub i]는 (2×1)의 조정계수벡터, 그리고 [eqn: GAMMA sub ij]는 (2×2)의 계수행렬이다. [eqn: u sub t]는 (2×1)의 오차벡터이고 [eqn: E sub t-1 ( u sub t ) = 0]  이다. [eqn: 1(‧)]는 지시함수(indicator function)로서 원/엔 환율 [eqn: w sub t-1]의 크기에 따라 3개의 regime을 결정하며, Threshold 모수인 [eqn: gamma sub 1]와 [eqn: gamma sub 2]는 원/엔 환율의 하한과 상한을 나타낸다. 각 regime에 따라 조정속도가 다를 수 있으므로 조정벡터 [eqn: alpha sub 1], [eqn: alpha sub 2]와 [eqn: alpha sub 3]는 다르게 결정된다. 조정벡터의 크기가 0에 가까운 값을 갖게 되면 원/달러 환율 및 엔/달러 환율이 [eqn: w sub t-1]에 반응을 하지 않아 원/엔 환율은 [eqn: gamma sub 1]와 [eqn: gamma sub 2]의 범위의 값을 상당 기간동안 취할 수 있다. 그러나 조정벡터의 값이 유의적으로 0이 아니면 원/달러 환율 및 엔/달러 환율는 원/엔 환율인 [eqn: w sub t-1]에 영향을 받게되고 [eqn: w sub t]는 평균에 회귀하는 특성을 지니게 된다.

TAR모형은 체제에 따라 AR계수가 결정되지만, TECM에서는 조정벡터가 체제에 따라 결정되고, 두 모형들 사이에는 1대 1의 대응관계가 존재한다. 원/엔 환율이[eqn: gamma sub 1]와 [eqn: gamma sub 2]의 범위의 값을 취하게 되면 원/엔 환율은 불안정적인 시계열의 특성을 보이고, AR계수 값은 1에 근접하게 된다. 이 경우 TECM에서는 조정계수벡터의 값이 0에 근접하게 된다. 하지만 원/엔 환율이[eqn: gamma sub 1]와 [eqn: gamma sub 2]의 범위에서 벗어나면 원/엔 환율은 안정적인 시계열의 특성을 보이고 AR계수 값은 1보다 작게 된다. 이 경우 TECM에서는 조정계수벡터의 값이 0이 아닌 값을 갖게 된다.

원/달러 환율과 엔/달러 환율의 동적관계에서 Threshold 효과가 존재하는가를 검정하기 위하여 우선 모수벡터를 [eqn: theta = (~ mu ' , alpha ' , \vec(GAMMA sub 1 ) ' , …, \vec(GAMMA sub l ) ' ~ ) ']   로 정의하자. 그러면 TECM은 다음과 같이 표시할 수 있다.

기존 연구에서는 Regime에 따라 AR계수가 유의적으로 차이를 보이는지를 검정하고 있음.

[eqn: Delta x sub t = y sub t-1 ' theta sub 1 1 ( w sub t-1 <= gamma sub 1 ) + y sub t-1 ' theta sub 2 1 ( gamma sub 1 < w sub t-1 <= gamma sub 2 ) + y sub t-1 ' theta sub 3 1 ( w sub t-1 >= gamma sub 2 ) + u sub t]         (5)

여기서 [eqn: y sub t-1 = ( ~1, w sub t-1 , Delta` x sub t-1 ' , … , Delta` x sub t-l ' ~) ']    이다. 식 (5)은 식 (6)으로 변환할 수 있다.

[eqn: Delta` x sub t ~= ~y sub t-1 ' theta + y sub t-1 ' delta sub 1 1 (w sub t-1 <= gamma sub 1 ) + y sub t-1 ' delta sub 3 1 (w sub t-1 >= gamma sub 2 ) + u sub t]	(6)

여기서 [eqn: theta ``=`` theta sub 2 ``=`` (~ mu ' , alpha ' , \vec(GAMMA sub 1 ) ' , … , \vec]   [eqn: (GAMMA sub l ) ' ~ ) '], [eqn: delta sub 1 = theta sub 1 - theta] 이고 [eqn: delta sub 3 = theta sub 3 - theta] 이다. 따라서 Threshold 효과의 존재는 다음의 가설을 검정하는 것이 된다.

[eqn: H sub 0 ~：~delta = 0]  vs. [eqn: H sub 1 ~:~ delta `` != `` 0]

여기서 [eqn: delta = ( delta sub 1 ' , delta sub 3 ' ) '] 이다. 귀무가설하에서는 3개의 regime에 대한 모수벡터가 동일하기 때문에 TECM모형은 전통적인 ECM과 같다. 그러나 귀무가설이 사실과 다르면 3개의 regime에 대하여 조정계수를 비롯한 모수벡터가 다르며 균형조정은 비선형성을 갖는다.

Threshold의 모수 [eqn: gamma = ( gamma sub 1 , gamma sub 2 )] 을 고정시키면, TECM은 선형회귀식으로 추정할 수 있고 Threshold 효과의 존재에 대한 검정은 다음의 LM 검정통계량을 이용하여 할 수 있다.

[eqn: \LM sub n ( gamma `) = [ \vec (hat delta ( gamma `))] ' [ \Var (hat delta( gamma `))] sup -1 [ \vec (hat delta ( gamma `))]]	(7)

Andrews and Ploberger(1994)에서 지적한 것처럼, Threshold 모수 [eqn: gamma]는 귀무가설에서는 식별(identified)되지 않으며, 그 결과 표준적인 분포를 사용할 수 없다. 따라서 Andrews and Ploberger(1994)가 제시한 최적 검정통계량인 [eqn: \SupLM] 을 사용할 수 있다.

[eqn: \SupLM sub n ~ =~ \Sup sub {gamma IN GAMMA * TIMES GAMMA * } \LM sub n ( gamma ``)]	(8)

여기서 [eqn: GAMMA sup {*} = [ gamma sub L , gamma sub U ]] 이고 [eqn: gamma sub L]과 [eqn: gamma sub U]는 [eqn: P(~ w sub t ~<= gamma sub L ~) = p]  와 [eqn: P(~ w sub t ~<= gamma sub U ~) = 1-p]  를 만족한다. Hansen and Seo(2001)가 보여준 것처럼, SupLM 검정통계량은 표준적인 점근분포(standard asymptotic distribution)를 따르지 않지만 bootstrap p-value를 구하여 가설을 검정할 수 있으며 그 값이 일정 유의수준보다 작으면 귀무가설이 기각된다.

TECM모형을 최우추정방식으로 추정할 경우 일반적으로 Gradient hill-climbing 방식이 적용되지만 threshold cointegration 모형에서는 우도함수가 미분가능하지 않으므로 이를 적용할 수 없다. Hansen and Seo(2001)에서 제시된 추정방식은 다음과 같다. 우선 추정할 모수 벡터를 [eqn: ( gamma_1 , gamma_2 `)] 와 [eqn: ( theta_1^prime , theta_2^prime , theta_3^prime )] 두 개의 부분으로 나누었을 때 [eqn: ( gamma_1 , gamma_2 )]를 알면 TECM 모형은 선형모형이 되기 때문에 바로 다른 모수 [eqn: ( theta_1^prime , theta_2^prime ,][eqn: theta_3^prime )] 를 계산할 수 있다. 따라서 우도함수를 다음과 같이 정의할 수 있다.

[eqn: L( gamma_1 , gamma_2 ) = - { n} over {2 } log | hat{SIGMA````} ~ | + \constant]	(9)

여기서 [eqn: hat{Sigma}^` = 1 over n sum from t=1^` n_` {hatu}_t {{hatu}_t}^prime]  이며 [eqn: u_t]는 식 (4)와 같다.

다음 [eqn: ( gamma_1 , gamma_2 )] 에 대한 grid를 설정하여 grid search 방식으로 모형을 추정한다.  [eqn: gamma_1]과 [eqn: gamma_2]는 [eqn: GAMMA * = [ gamma sub L , gamma sub U ]] 로 grid를 설정한다. 여기서 grid의 하한과 상한은 각각  [eqn: P``(``w sub t ``<=`` gamma sub L ``) = p] 와 [eqn: P``(~ w sub t ``<=`` gamma sub U ~) = 1-p]  를 만족하도록 한다. 그리고 [eqn: p] 는 Andrews and Ploberger(1994)에서 제시한 바와 같이 자유도를 고려하여 0.05, 0.10, 0.15에서 선택한다. 본 연구의 실증분석에서는 0.10을 사용하였다.

IV. 실증분석 결과

1. Frankel and Wei(1994)의 회귀식 추정 결과

본 논문에서는 http://pacific.commerce.ubc.ca/xr에서 구한 일별 환율을 사용하였다. 원화 가치의 변동중에서 달러화, 엔화 및 유로화 가치변동이 설명하는 부분을 추정하기 위해서 Frankel and Wei(1994)의 회귀식을 추정한 결과가 <표 1>에 요약되어 있다. 달러화의 가치의 변동이 스위스 프랑/원화 환율의 변동을 설명하는 정도는 회귀계수 [eqn: alpha sub 1]의 추정치로 판단할 수 있다. [eqn: alpha sub 1]의 추정치는 1999-2002년도에서 모두 통계적으로 유의적으로 나타나서 달러화의 가치의 변동이 원화의 가치변동에 유의적으로 영향력을 행사하고 있다는 것을 알 수 있다. 하지만 시간에 따른 [eqn: alpha sub 1]의 추정치 변동으로 볼 때 달러가치의 영향력 정도는 2001년부터 크게 감소한 것으로 나타나고 있다.

반면 원화 가치변동에 대한 엔화가치변동의 설명력은 증가되고 있는 것으로 나타났다. 회귀계수 [eqn: alpha sub 2]는 2000년부터 유의적으로 추정되었고 그 크기도 2001년부터 크게 증가했다. 따라서 Frankel and Wei(1994)의 회귀식을 추정한 결과 원화의 가치 변동에 대한 설명력에서 달러화의 가치변동은 그 중요도가 하락하고 있지만 엔화가치의 변동은 중요도가 크게 상승하였다. 이는 외환위기 이후 원화 환율의 결정방식이 외환위기 이전과 상당히 달라 졌다

<표 1> 회귀식 추정결과

[eqn: DELTA ln (SF/KRW~) sub t ~=~ alpha sub 0 + alpha sub 1 DELTA ln (SF/USD~) sub t + alpha sub 2 DELTA ln (SF/JPY~) sub t + alpha sub 3 DELTA ln (SF/EUR~) sub t + epsilon sub t]

	1995	1996	1999	2000	2001	2002
[eqn: alpha sub 0]	0.0001 (0.698)	-0.0002 (-1.500)	0.0001 (0.533)	-0.0005 (-1.979)	0.0000 (0.285)	0.0002 (0.668)
[eqn: alpha sub 1]	0.9339 (32.776)	0.9442 (17.595)	0.9562 (17.286)	1.0297 (18.911)	0.7960 (13.835)	0.6036 (10.382)
[eqn: alpha sub 2]	0.1707 (2.751)	0.0043 (0.049)	0.0557 (1.601)	0.0842 (2.085)	0.3616 (7.433)	0.2622 (4.572)
[eqn: alpha sub 3]	-0.1536 (-2.570)	0.0481 (0.627)	0.0554 (0.327)	-0.1991 (-1.977)	0.0495 (0.493)	0.0270 (0.150)
[eqn: bar R sup 2]	0.9306	0.7391	0.6585	0.7833	0.7549	0.4686

주: (  )안은 [eqn: t]-값이다.

는 것을 함축할 수 있다. Mckinnon(2000)과 Baig(2001) 등이 주장하는 것처럼 외환위기이후 원화 가치의 변동이 주로 달러가치 변동에 의해 설명되어 외환위기 이후의 한국의 환율제도는 외환위기이전과 같은 달러 페그제도로 복귀했다는 주장에 반하는 결과이다. Moon(2002)도 본 논문의 결과와 같이 외환위기이후 원화 가치의 결정에서 달러의 중요성은 감소되고 엔화의 중요성은 증대되었다는 결과를 얻었다.

2. Threshold ECM 추정결과

Threshold ECM 모형을 추정하기 위해 원/달러, 엔/달러 환율 및 원/엔 달러환율에 대한 사전적인 분석을 하였는데 이것이 <표 2>에 정리되어있다. 단위근 존재의 검정을 ADF검정법을 사용해서 했는데 연도별로 다소 상이한 결과를 얻었다. 원/달러 및 엔/달러 환율은 전기간에 걸쳐 단위근이 존재한 다는 결과를 얻었다. 하지만  원/엔 환율의 시계열에는 1999년과 2001년에는

단위근이 존재한다는 결과를 얻었으나 2000년과 2002년에는 단위근이 존재

하지 않는다는 결과를 얻었다. 이러한 단위근 검정결과는 상관계수와 환율의 추이를 그린 그래프에서 간접적으로 확인할 수 있다.

원/엔 환율의 시계열에 단위근이 존재하는 1999년과 2001년에는 원/달러와 엔/달러 환율의 상관계수가  각각 0.7178 과 0.7777을 기록하여 원/달러 환율과 엔/달러 환율의 상관계수가 낮은 것으로 나타났다. 하지만 원/엔 환율의 시계열에 단위근이 존재하지 않아 안정적인 시계열의 특성을 보인 2000년과 2002년에는 위의 상관계수가 높은 수준인 0.9012와 0.9080을 각각 기록했다.

<표 2> ADF 검정법을 이용한 단위근 검정 및 상관계수

	[eqn: ln WOND]	[eqn: ln YEND]	[eqn: ln WOND-ln YEND]	원/달러와 엔/달러의 상관계수
1995	-1.9133	-0.7475	-0.7091	0.4107
1996	0.1985	-0.2784	-2.6758	0.8644
1999	-1.2451	-0.3049	-0.7553	0.7178
2000	2.2521	-1.5346	-2.9550	0.9012
2001	-2.3443	-0.9008	-1.0267	0.7777
2002	-0.7852	-1.1417	-3.6907	0.9080

주: [eqn: ADF]통계량의 5% 임계치는 -2.8625이다. 시차는 Schwarz 방법을 사용해서

선택하였다.

<그림 1> 원/달러, 엔/달러 및 원/엔 환율의 추이

이는 2000년과 2002년에는 원/달러 환율과 엔/달러의 환율간에 정의 상관관계가 높아 원/달러 환율과 엔/달러 환율의 차이인 엔/달러 환율이 안정적 시계열의 특성을 지니게 된 것으로 볼 수 있다. 2000년과 2002년에 원/엔 환율이 안정적인 시계열이라는 사실은 <그림 1>에서도 확인할 수 있다. 2000년과 2002년의 원/엔 환율의 그래프를 보면 원/엔 환율이 일정한 수준을 기준으로 이 값에 회귀하는 성향을 강하게 보이고 있다. 이는 원/엔 환율이 이 시기에 안정적인 시계열이라는 사실을 함축한다고 볼 수 있다.

외환당국의 개입과 시장참가자들의 기대에 따라 원/엔 환율의 DGP(data generating process)가 TAR모형을 따르면 원/엔 환율은 일정한 범위 내에서 일탈과 회귀를 반복하게 된다. 즉 원/엔 환율이 외환당국자나 시장참가자들이 바람직한 범위라고 간주하는 범위에서 이탈하면 외환당국의 시장개입과 시장참가자들의 거래로 인하여 원/달러 환율이 조정되어 원/엔 환율이 바람직한 범위로 회귀하게 되지만 원/엔 환율이 바람직한 범위내에 있는 경우에는 불안정적인 시계열의 특성을 보이게 된다.

다음으로는 이처럼 원/달러 및 엔/달러 환율의 조정과정이 원/엔 환율이 바람직한 범위내 위치하느냐의 여부에 따라 비선형적 패턴을 보이는지 SupLM통계량으로 검증하고, 이를 바탕으로 비선형성을 잘 포착하는 것으로 알려진 Threshold ECM모형을 사용하여 비선형회귀가 발생하는 원/엔 환율의 범위를 추정하고자 한다.

우선 원/엔 환율에 따라 발생되는 원/달러 환율의 조정과정이 비선형적으로 발생되는 가의 여부의 검증을 위하여 Hansen and Seo(2001)의 비선형성 검정방법을 사용했는데, 그 결과가 <표 3>에 보고되어 있다. ECM의 추정시 적정시 시차는

<표 3> threshold 존재에 대한 검정

	[eqn: H sub 0] : threshold의 수 = 0 , [eqn: H sub 1]: threshold 의 수 = 2
	1999년	2000년	2001년	2002년
SupLM	36.707	42.816	35.775	45.464
5%임계치	42.448	43.311	43.543	44.069
bootstrap p-value	0.260	0.058	0.343	0.028

AIC로 선택한 2로 사용했다.  SupLM 통계량의 값과 1,000번의 반복시행을 통하여 얻은 bootstrap p-value으로 판단할 때, 2000년과 2002년에 threshold가 2개 존재해서 원/달러 환율이 2000년과 2002년에는 원/엔 환율에 따라 비선형적인 균형조정행태를 보인다고 해석할 수 있다.

2000년과 2002년에 3개의 체제(regime)를 갖는 TECM모형을 추정한 결과가 각각 <표 4>와 <표 5>에 요약되어 있다. 2000년의 경우를 살펴보면 Threshold 모수 [eqn: gamma_1]과 [eqn: gamma_2]는 각각 2.339064와 2.371520으로 추정되어 자연대수를 제거하면 원/엔 환율의 상한값과 하한값이 각각 10.3715와 10.7137로 추정되었다. 즉 2000년에 외환당국이나 외환시장참가자들이 적절하다고 생각한 원/엔 환율이 10.3751에서 10.7137의 범위로 추정된 것이다. 원/엔 환율이 Regime I에 머무를 확률은 28.57%, Regime II에 머무를 확률은 61.22%, 그리고 Regime III에 머무를 확률은 10.20%로 추정되고 있다.

원/엔 환율에 대한 원/달러 환율의 조정계수인 [eqn: alpha]는 Regime I에서 -0.1560로 추정되었으며 통계적으로 유의하였다. 따라서 원화가 엔화에 대해서 강세의 상태인  Regime I에서는 원화가 달러화에 대해서 하락하여 조정이 이루어지는 것으로 해석할 수 있다. 원/엔 환율이 Threshold 모수인 [eqn: gamma_1]과 [eqn: gamma_2]의 사이에 있을 경우, 즉 Regime II에서는 원/엔 환율이 바람직한 수준을 유지하기 때문에 원/달러 환율은  조정되지 않는다. 이는 Regime II에서의 균형조정계수인 [eqn: alpha]의 추정치가 원/달러 환율의 경우 -0.0100으로서 Regime I과 III의 경우에 비해 현저히 낮은 것으로부터 간접적으로 확인할 수 있다. 한편 원/엔 환율이 [eqn: gamma_2]보다 큰 Regime III에서는 원화가 엔화에 대해서 저평가되어 있는 상태로서, 원/달러 환율의 조정계수 [eqn: alpha]가  -0.0448으로 추정되었고 통계적으로 유의하지 않았다.

2002년의 경우 TECM의 추정결과는 <표 5>에 정리되어 있다. threshold 모수인 [eqn: gamma_1]과 [eqn: gamma_2]는 각각 2.292996과 2.304706 으로 추정되어서 원/엔 환율로 나타내면 9.9046과 10.0212로 추정되었다. 원/엔 환율이 Regime I에 머무를 확률은 31.85%, Regime II에 머무를 확률은 39.91%, 그리고 Regime III에 머무를 확률은 28.22%로 추정되고 있다.

원/엔 환율에 대한 원/달러 환율의 조정계수인 [eqn: alpha]는 Regime I에서 -0.3561로 추정되었으며 통계적으로 유의하게 추정되었다. 따라서 원화가 엔화에 대해서 고평가되어 있는 Regime I에서는 원/달러 환율이 상승하여 달러화에 대한 원화가치가 하락하여 조정이 이루어지는 것으로 해석할 수 있다. Regime II에서의 균형조정계수인 [eqn: alpha]의 추정치가 원/달러 환율의 경우 0.0155로서 Regime I과 III의 경우에 비해 현저히 낮게 추정되어,  원/엔 환율이 바람직한 범위에 있는 Regime II에서는 원/엔 환율에 따라 원/달러 환율이 조정되지 않는다고 볼 수 있다. 원/엔 환율이 [eqn: gamma_2]보다 큰 Regime III에서는 원화가 엔화에 대해서 저평가되어 있는 상태로서, 조정계수 [eqn: alpha]가 원/달러 환율의 경우 0.2580으로 추정되었고 통계적으로 유의하였다. 따라서 원화가 엔화에 대해서 저평가되어 있는 Regime III에서는 원화가 달러화에 대해서 가치가 상승하여 조정이 이루어지는 것으로 볼 수 있다. 2000년의 경우 TECM의 추정결과도 2002년과 유사한 결과를 나타내고 있기 때문에 이에 대한 논의는 생략하겠다.

이상과 같은 비선형 장기균형모형의 추정결과가 선형모형을 사용할 경우와 비교하여 얼마나 다른 결과를 보이는지 알아볼 필요가 있다. 이를 위하여 <표 6>에서는 식 (3)과 같은 선형 ECM모형을 추정한 결과를 보여주고 있다. 이러한 선형 장기균형모형에서는 Regime에 관계없이 일정한 조정속도를 가정하기 때문에 자료를 충실히 설명할 수 없다는 한계를 가진다. 선형모형에서도 원/달러의 조정계수([eqn: alpha])의 추정값이 2000년과 2002년 각각 -0.0730와 -0.0504로 추정되었고  통계적으로 유의하였다. 이것은 원/엔 환율의 변동에 대해서 원/달러의 환율의 균형조정이 이루어짐을 의미하는데, 이러한 결과는 비선형 장기균형모형의 추정결과와 같다.  하지만 원/엔 환율에 대하여 항상 동일한 속도로 원/달러 환율의 균형조정이 이루어지므로 조정과정의 비선형성을 측정할 수 없다는 단점을 갖고 있다.

<표 4> Threshold ECM 모형의 추정: 2000년

[eqn: x sub t = ( ln WOND sub t , ln YEND sub t )]  ,  [eqn: w sub t = ( ln WOND sub t - ln YEND sub t )]

	regime I:[eqn: w sub t-1 ~<= gamma sub 1]		regime II: [eqn: gamma sub1 < w sub t-1 ~<= gamma sub 2]		regime III: [eqn: gamma sub 2 ~<w sub t-1]
	[eqn: DELTA ln WOND]	[eqn: DELTA ln YEND]	[eqn: DELTA ln WOND]	[eqn: DELTA ln YEND]	[eqn: DELTA ln WOND]		[eqn: DELTA ln YEND]
[eqn: gamma sub 1 = 2.339064] , [eqn: gamma sub 2 = 2.371520]
	[eqn: P ( w sub t-1 ~<= gamma sub 1 ) = 0.2857]		[eqn: P( gamma sub1 < w sub t-1 ~<= ~gamma sub 2 )= 0.6122]		[eqn: P( gamma sub 2 ~<w sub t-1 ) = 0.1020]
상수	0.1309 (0.140)	-0.6537 (0.228)	0.0237 (0.087)	-0.2587 (0.128)	0.1084 (0.578)	-0.0931 (0.394)
[eqn: w sub t-1]	-0.1560 (0.060)	0.2803 (0.098)	-0.0100 (0.037)	0.1101 (0.054)	-0.0448 (0.243)	0.0402 (0.165)
[eqn: DELTA ln WOND sub t-1]	-0.3358 (0.263)	0.9754 (0.395)	0.2653 (0.106)	0.1283 (0.105)	-0.0013 (0.189)	0.1792 (0.184)
[eqn: DELTA ln WOND sub t-2]	0.0153 (0.149)	0.0245 (0.285)	0.1404 (0.096)	-0.0962 (0.112)	0.0924 (0.209)	0.1429 (0.142)
[eqn: DELTA ln YEND sub t-1]	-0.0439 (0.058)	0.1283 (0.144)	0.0277 (0.050)	0.0205 (0.058)	-0.0555 (0.131)	-0.6546 (0.110)
[eqn: DELTA ln YEND sub t-2]	0.0640 (0.065)	0.2167 (0.194)	-0.0349 (0.039)	-0.0372 (0.056)	-0.7689 (0.283)	-0.5148 (0.207)

주: ( )안은 표준오차이다.

<표 5> Threshold ECM 모형의 추정: 2002년

[eqn: x sub t = ( ln WOND sub t , ln YEND sub t )]  ,  [eqn: w sub t = ( ln WOND sub t - ln YEND sub t )]

	regime I:[eqn: w sub t-1 ~<= gamma sub 1]		regime II: [eqn: gamma sub1 < w sub t-1 ~<= gamma sub 2]		regime III: [eqn: gamma sub 2 ~<w sub t-1]
	[eqn: DELTA ln WOND]	[eqn: DELTA ln YEND]	[eqn: DELTA ln WOND]	[eqn: DELTA ln YEND]	[eqn: DELTA ln WOND]		[eqn: DELTA ln YEND]
[eqn: gamma sub 1 = 2.292996] , [eqn: gamma sub 2 = 2.304706]
	[eqn: P ( w sub t-1 ~<= gamma sub 1 ) = 0.3185]		[eqn: P( gamma sub1 < w sub t-1 ~<= gamma sub 2 )= 0.3991]		[eqn: P( gamma sub 2 ~<w sub t-1 ) = 0.2822]
상수	0.8021 (0.286)	0.0099 (0.346)	-0.0357 (0.401)	-0.7555 (0.487)	-0.5976 (0.161)	-1.0599 (0.309)
[eqn: w sub t-1]	-0.3561 (0.125)	-0.0048 (0.151)	0.0155 (0.174)	0.3287 (0.212)	0.2580 (0.069)	0.4588 (0.134)
[eqn: DELTA ln WOND sub t-1]	-0.3727 (0.125)	-0.0217 (0.149)	-0.1900 (0.109)	0.1074 (0.154)	-0.2879 (0.109)	-0.1726 (0.186)
[eqn: DELTA ln WOND sub t-2]	-0.2569 (0.102)	0.1187 (0.118)	0.1802 (0.114)	0.1788 (0.144)	-0.1307 (0.166)	-0.1277 (0.125)
[eqn: DELTA ln YEND sub t-1]	0.3159 (0.107)	0.0526 (0.153)	0.3277 (0.091)	0.0850 (0.107)	0.1739 (0.070)	0.0544 (0.134)
[eqn: DELTA ln YEND sub t-2]	0.2591 (0.098)	0.0146 (0.111)	-0.1867 (0.096)	-0.2715 (0.118)	0.1310 (0.081)	0.1735 (0.101)

주: ( )안은 표준오차이다.

<표 6> 선형 ECM 모형의 추정

	2000년		2002년
	[eqn: ln WOND]	[eqn: ln YEND]	[eqn: ln WOND]	[eqn: ln YEND]
상수	0.0176 (0.048)	-0.1676 (0.051)	0.1155 (0.064)	-0.2025 (0.090)
[eqn: w sub t-1]	-0.0730 (0.020)	0.0715 (0.021)	-0.0504 (0.027)	0.0880 (0.039)
[eqn: DELTA ln WOND sub t-1]	0.1401 (0.092)	0.1505 (0.091)	-0.2486 (0.079)	-0.0060 (0.096)
[eqn: DELTA ln WOND sub t-2]	0.0627 (0.087)	-0.0792 (0.088)	-0.0754 (0.075)	0.0760 (0.080)
[eqn: DELTA ln YEND sub t-1]	0.0042 (0.045)	-0.0569 (0.072)	0.2729 (0.062)	0.0472 (0.076)
[eqn: DELTA ln YEND sub t-2]	-0.0517 (0.035)	-0.0143 (0.064)	0.0290 (0.060)	-0.0534 (0.071)

주: ( )안은 표준오차이다.

3. 실증분석의 해석

앞에서의 실증분석결과에서 본 것처럼 본 연구는 한국의 외환시장에 대해서 두 가지 중요한 결과를 얻었다. 첫째는 외환위기 이후 원화가치의 결정에서 달러화의 가치의 중요성이 감소하고 엔화가치의 중요성이 급증하였다. 둘째는 2000년과 2002년에는 원/엔 환율이 3-regimes의 TAR모형을 따르는 것으로 나타났다. 원/달러 환율 및 엔/달러 환율을 Threshold ECM으로 추정했는데, 2000년에는 원/엔 환율이 10.3715을 하한으로, 10.7137을 상한으로 하는 범위가 유지되도록 원/달러 환율이 비선형적으로 조정된다는 결과를 얻었다. 또한 2002년에는 원/엔 환율이 9.9046과 10.0212의 범위에서 유지되도록 원/달러 환율이 조정된다는 결과를 얻었다.

이러한 실증분석결과는 크게 두 가지의 방향에서 해석할 수 있다. 첫째는 자유변동환율제도라고 공표되어 있는 우리나라의 환율제도가 실제로는 외환당국에 의해서 관리되는 관리변동환율제도라는 해석이다. 외환당국이 외환시장의 개입을 통해서 외환위기 이전에는 주로 달러화에 원화를 페그하도록 하였지만 외환위기 이후에는 엔화에 대한 페그의 정도를 크게 상승하였다는 것이다. 또한 외환당국은 수출경쟁력의 확보와 물가안정을 동시에 추구하여서 원/엔을 가능한 일정한 수준에서 안정시키고자 외환시장에 개입해서 원/달러 환율에 영향을 미친다는 것이다. 하지만 이러한 해석은 외환당국의 외환시장개입 자료로서 뒷받침되어야 하는데 우리나라의 경우 외환시장개입 자료가 공표되지 않아서 확인할 수가 없다는 단점이 있다.

둘째는 우리나라의 환율제도는 실제로 자유변동환율제도로 운영되지만 외환위기이후에 시장참가자들의  자율적인 거래결과 원/달러 환율과 엔/달러 환율의 동조화가 심화되어 원/엔 환율에 따라 원/달러 환율이 비선형적으로 조정되었다는 해석이다.  원화와 엔화의 동조화가 심화된 원인으로 Moon(2002)는 다음의 3가지 이유를 들었다. 첫째는 자유변동환율제도의 채택과 자본․외환시장의 전면적인 자유화로 엔/달러 환율에 대한 시장의 기대가 원/달러 환율의 결정에서 중요한 요인으로 작용하고 있다. 둘째로 한국경제의 침체로 2000년 4분기부터 한국경제와 일본경제의 동반부진현상이 벌어지고 있다. 셋째 한국의 외환시장에서 딜러들의 원화환율 참고지표(tradign reference)가 Nasdq 지수에서 엔/달러로 전환되었다. 일단 환율과 참고지수간의 관계가 시장에 널리 인식되면 그 이후에는 시장참가자들이 참고지표만 보고 특정통화의 환율변동에 대한 기대를 형성하는 경향이 발생될 수 있다. 그런데 원/달러 환율의 참고지표로 엔/달러 환율이 사용되어 원/달러 환율과 엔/달러 환율의 동조화 현상이 발생된 것으로 볼 수 있다는 것이다.

또한 한국은행(2003)에 의하면 첫째, 엔/달러 환율변동을 참고로 한 역외 비거주자의 NDF거래가 활발하게 이루어지고 둘째, 원/엔 환율이 1/10 정도에서 움직이고 있다는 시장기대감으로 인해 원/엔 환율이 이 범위에서 크게 벗어날 경우 두 통화간 크로스 거래가 증가하였다는 것이다. 이러한 이유로 외환당국의 개입이 없이도 원화와 엔화 환율의 결정에 동조화현상이 심화되었다는 것이다. 또한 이러한 동조화 현상으로 인해 원/엔 환율이 일정한 범위내에서 유지되도록 원/달러 환율이 조정되는 즉, TAR형태의 비선형적 조정이 발생되었다는 것이다. 따라서 이러한 해석에 의하면 한국의 환율제도는 실제적으로도 자유변동환율제도라는 것이다.

비거주자들은 엔/달러 환율 상승(하락)시 원/달러 환율도 상승할 것으로 기대하여 NDF매입(매도)거래를 증가시키는데 이는 국내 외국환은행이 NDF매도(매입) 포지션 증가로 현물환 매입(매도)수요를 유발함으로써 원/달러 환율의 동반 상승을 초래한다고 한다.

원/엔 환율이 1/10 수준보다 낮게 되면 시장참가자들은 동 환율이 곧 1/10 수준을 회복할 것이라는 기대를 하게 된다. 그 결과 엔화를 매입하기 위해 서울외환시장에서 원화로 달러를 매입한 후 국제 외환시장에서 달러로 엔화를 매입하는 거래를 실행한다.

V. 결론

본 논문에서는 외환위기 이후 원화 환율의 결정과정을 일별 데이터를 사용해서 실증분석하였다.  본 연구에서는 원화환율의 결정에 대해서 두 가지 실증분석결과를 얻었다. 첫째, 외환위기 이후 원화가치의 결정에서 달러화의 가치의 중요성이 감소하고 엔화가치의 중요성이 급증하였다. 둘째, 2000년과 2002년에는 원/엔 환율이 3-regimes의 TAR모형을 따르는 것으로 나타났다. Threshold ECM으로 추정결과, 2000년과 2002년에는 원/엔 환율이 일정한 범위가 유지되도록 원/달러 환율이 비선형적으로 조정된다는 결과를 얻었다.

이러한 원화 환율결정에 대한 실증분석 결과는 두 가지로 해석할 수 있다. 첫째는 우리나라의 환율제도가 실제로는 외환당국에 의해서 관리되는 관리변동환율제도라는 해석이다. 외환당국이 수출경쟁력의 확보와 물가안정을 동시에 추구하여서 원/엔을 가능한 일정한 수준에서 안정시키고자 외환시장에 개입해서 원/달러 환율에 영향을 미친다는 것이다. 하지만 이러한 해석은 외환당국의 외환시장개입 자료로서 뒷받침되어야 하는데 우리나라의 경우 외환시장개입 자료가 공표되지 않아서 확인할 수가 없다는 단점이 있다.

둘째는 우리나라의 환율제도는 실제로 자유변동환율제도로 운영되지만 외환위기이후에 시장참가자들의  자율적인 거래결과 원/달러 환율과 엔/달러 환율의 동조화가 심화되어 원/엔 환율에 따라 원/달러 환율이 비선형적으로 조정되었다는 해석이다. 원화와 엔화의 동조화가 심화된 원인으로 Moon(2002)는 다음의 3가지 이유를 들었다. 첫째는 자유변동환율제도의 채택과 자본․외환시장의 전면적인 자유화로 엔/달러 환율에 대한 시장의 기대가 원/달러 환율의 결정에서 중요한 요인으로 작용하고 있다. 둘째로 한국경제의 침체로 2000년 4분기부터 한국경제와 일본경제의 동반부진현상이 벌어지고 있다. 셋째 한국의 외환시장에서 딜러들의 원화환율 참고지표(trading reference)가 Nasdq 지수에서 엔/달러로 전환되었다.

이러한 이유로 외환당국의 개입이 없이도 원화와 엔화 환율의 결정에 동조화현상이 심화되었다는 것이다. 또한 이러한 동조화 현상으로 인해 원/엔 환율이 일정한 범위내에서 유지되도록 원/달러 환율이 조정되는 즉, TAR형태의 비선형적 조정이 발생되었다는 것이다. 따라서 이러한 해석에 의하면 한국의 환율제도는 실제적으로도 자유변동환율제도라는 것이다.

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