중간목표제 대 물가안정목표제 : 1992년 이후 한국의 경험

김기화

고려대학교, 세종캠퍼스, 경제학과

요약

본 논문은 중간목표방식과 물가안정목표제라는 두 유형의 통화정책 운용방식의 거시경제적 성과를 가상의 정책실험을 통해 비교하고 있다. 하나의 질문은 1999년 이전 기간에 이미 한국은행이 중간목표방식 대신 물가안정목표제를 실시해왔다면 1998년의 불황을 방지할 수 있었을 것인가 이며, 또 하나는 1999년 이후에도 물가안정목표제가 아니라 여전히 통화증가율 목표제를 유지해왔다면 2008년의 불황을 피할 수 있었을 것인가 하는 점이다.

신케인지언 거시모형에 기초하여 다양한 가상실험을 한 결과는 부정적이었다. 통화정책 운용방식의 차이와 거시경제적 성과간에는 큰 차이가 없는 것으로 나타났다. 특히 1998년과 2008년 두 차례의 불황을 정책운용 방식의 차이에 의해 방지하는 것은 쉽지 않음을 알 수 있었다.

그러나 이러한 결론에 대해서는 조심스러운 해석이 필요하다. 무엇보다도 가상실험의 결과는 사용한 특정 모형을 통해서 얻은 결론이기 때문이다. 이 모형이 현실을 정확하게 반영하지 못한다면 본 논문에서 보여준 모의실험 결과는 타당성을 갖지 못할 것이며 모형을 달리하면 또 다른 결론을 얻을 수도 있을 것이다.

핵심 주제어 : 물가안정목표제, 중간목표제, 가상의 정책실험, 정책반응함수

중간목표제 대 물가안정목표제 : 1992년 이후 한국의 경험

I. 서론

한국경제는 1990년대 이후 최근까지 1998년과 2008년 두 차례에 걸쳐 10년 간격으로 불황을 겪었다. 동시에 이 기간 동안에 통화정책 운용방식에 근본적인 변화가 발생하였다. 1997년말의 한국은행법 개정에 근거하여 1999년 5월부터 한국은행은 물가안정목표제에 입각하여 정책을 운용해오고 있다. 이 방식의 대표적인 특징은 중앙은행이 단기이자율을 수단변수로 하여 정책을 운용한다는 점이다. 그리고 이러한 점에서 통화량(증가율)을 중간목표로 설정하고 정책을 운용해왔던 이전 기간에 비해 분명한 차이가 있다.

통화정책을 어떤 방식으로 운용해야 하는 가는 여러 관점에서 평가할 수 있으나 가장 중요한 기준은 경제적 성과가 어떤가 하는 점이 될 것이다. 어떤 방식을 택하는가에 따라서 거시경제 성과가 다르다면 그 성과에 근거하여 특정 방식의 유용성을 판단하는 것이 중요하다. 본 논문에서는 이런 관점에서 두 유형의 통화정책 운용방식의 경제적 성과를 가상의 정책실험(counterfactual experiment)을 통해 비교하고자 한다. 크게 두 가지 관점에서 이 문제에 접근하고자 한다.

첫째는 만일 한국은행이 1999년 이전부터 물가안정목표제에 따라서 정책을 수행해왔다면 1990년대의 거시경제 상황은 어떻게 달라졌을 것인가 하는 점을 분석하고자 한다. 특히 1998년의 심각한 경기불황을 물가안정목표제에 의해 방지할 수 있었을 것인가 하는 점에 초점을 두고서 가상의 모의 실험을 하고자 한다. 1980년대 까지 주요 국가의 통화정책 운용은 중간목표 방식에 의해 이루어졌으며 중간목표로서는 통화증가율이 주로 사용되었다. 그러나 1980년대 세계적인 금융혁신의 추세 속에  주요 국가에서 통화정책의 중간목표 변수로서 통화량의 중요성은 점차 감소하였으며 한국에서도 정책의 중간목표를 통화량에서 이자율로 변경해야 한다는 주장이 제기되었다. 본 논문에서는 1999년 이전에 이미 이자율을 정책수단 변수로 활용하는 통화정책 운용방식을 가상하여 그런 정책의 거시경제적 성과를 실제와 비교하고자 한다.

. 박원암 외(1996)를 예로 들 수 있다.

둘째로는 1999년 이후에도 한국은행이 과거와 마찬가지로 통화증가율 목표방식에 입각하여 정책을 수행해오고 있다면 그 성과가 실제와 어떤 차이가 있는가를 비교하고자 한다. 특히 통화증가율 목표제에 의해 2008년의 경기불황을 사전에 방지하는 것이 가능했는지의 여부를 판단하고자 한다.

이러한 유형의 가상 정책실험을 한 대표적인 예로서는  Bordo․Choudhri․Schwartz(1995), MaCallum(1990), Dennis(2005) 등을 들 수 있다.

이런 목적을 위해 본 논문에서는 신케인지언 거시모형을 사용하고 있으며 이런 모형을 이용하여 한국경제에 관한 가상의 정책실험을 시도한 처음 연구라는 점에 본 논문의 의의가 있다 하겠다.

II절에서는 1999년 이전 시기에 물가안정목표제가 실시된 경우를 가상한 분석을 하고 있으며 III절에는 반대의 상황으로서 1999년 이후에도 여전히 통화증가율 목표제를 채택하고 있는 상황을 가상하여 분석하고 있다. IV절에서는 결과를 요약하고 연구의 한계를 지적하고 있다.

II. 1999년 이전에 물가안정목표제를 도입하는 경우

본 절에서는 한국은행이 1992년부터 물가안정목표제에 입각하여 정책을 운용했다고 가정했을 때 발생하는 거시경제상황에 대한 가상실험을 하고자 한다. 구체적으로 금리자유화가 실시된 직후인 1992:I 분기에서 시작하여 1999:I 분기까지 한국은행이 물가안정목표제를 실시하는 상황을 가정하고 분석한다.

1. 모형의 기본 구조

총수요와 총공급

모형의 기본 구조는 거시경제의 총수요와 총공급에 관한 구조모형과 정책반응함수로 구성되어있다. 이 중에서 총수요와 총공급함수는 변형된 신케인지언 거시경제 모형에 입각하여 다음과 같이 설정하였다.

[eqn: log`y _{t} `=`a _{1} log`y _{t-1} `+a _{2} ``log`y _{t+1} ^{`e} -`a _{3} `(`i _{t} `-` pi _{t+1} ^{`e} `)`+a _{4} `x _{t} `+`e _{t} ``]           (1)

[eqn: pi _{t} `=`b _{1} ` pi _{t-1} `+b _{2} ` pi _{t+1} ^{`e} `+`b _{3} (`log`y _{t} -log`y _{Pt} )`+`b _{4} `x _{t} `+v _{t} `]              (2)

여기서 [eqn: log`y _{t} `=`]실제 GDP(로그), [eqn: logy _{Pt} =]잠재 GDP(로그), [eqn: pi _{t} `=`]인플레이션율, [eqn: pi _{t} ^{`e} `]는 [eqn: t-1]기에 이용가능한 정보를 이용하여 구하는 [eqn: t`]기의 인플레이션율에 관한 합리적 기대치, [eqn: pi _{t+1} ^{`e} `]는 [eqn: t`]기에 이용가능한 정보를 이용하여 구하는 [eqn: t+1`]기의 인플레이션율에 관한 합리적 기대치, [eqn: log`y _{t+1} ^{`e} `]도 동일한 의미의 생산에 관한 합리적 기대치, [eqn: i_t`=`]정책수단 변수로 이용되는 단기이자율로서 여기서는 콜금리를 나타낸다. 그리고 [eqn: x _{t} `]는 기타 외생변수들을 나타내며 이에 관한 자세한 설명은 아래에서 하기로 한다. 위 모형에서 계수들의 부호는 [eqn: a _{i} `>0,```b _{i} `>0,``i`=`1,2,3`]이며 [eqn: a _{4} ,``b _{4} ,``c _{4} `]의 부호에 관한 설명은 아래에서 제시하고 있다.

(1)식은 동태적 효용극대 원리에서 도출되는 소비에 관한 오일러 균형조건에서 얻어지는 총수요를 나타내며 (2)식은 가격조정의 비신축성(stickiness)을 반영한 신케인지안 총공급 곡선이다.  위에서 제시한 모형은 설명변수로서 과거회귀항과 미래지향항을 동시에 포함한 변형된 신케인지언 모형에 해당한다. 모형에 내재하는 수요 충격 [eqn: e _{t} `]와 공급 충격 [eqn: v _{t} `]는 모두 순 잡음(white noise) 과정을 따르는 것으로 가정한다.

Smet․Wouters(2003)는 위 모형 체계에 대한 이론적 기초를 제시하고 있으며 이런 유형의 모형을 사용한 예로는 Clarida et al.(1999), Smets(2003), Dennis(2005), Casares(2006), Cho(2007), 박형근(2009)  등이 있다.

모형에서 외생변수 [eqn: x _{t} `]를 도입한 이유는 소규모 개방경제이면서 동시에 해외 경제에 대한 의존성이 매우 높은 한국경제의 특성을 반영한 구조모형을 도출하기 위한 것이다. 이러한 관점에서 선정한 각 방정식별 [eqn: x _{t} `]의 내용은 다음과 같다. 먼저 총수요를 나타내는 (1)식에서 사용한 [eqn: x _{t} `]는 순수출의 결정요인으로서 실질달러환율([eqn: q _{t} `])이다. 이 경우 계수의 부호는  [eqn: a _{4} `>`0]이다. 인플레이션 방정식 (2)에서 사용한 [eqn: x _{t} `]는 실질달러환율이다. 이 경우 계수의 부호는  [eqn: b _{4} `>`0]이다.

환율변수로서 실질실효환율을 사용할 수도 있으나 달러환율을 사용한 이유는 (3)식의 통화정책 반응함수에도 환율변수가 포함되며 이 경우 적합한 변수는 달러환율이기 때문이다. 한편 환율은 외생변수로 간주하여 모형체계에서 환율 방정식은 제외하였다.

개방경제의 신케인지언 필립스 곡선에는 예상인플레이션과 생산 갭 외에 교역조건(혹은 실질수입물가)과 같은 변수가 설명변수로서 추가된다(Batini et al. 2005, Gali․Monacelli 2005, 정용승 2008). 그런데 실질환율은 명목환율을 교역조건으로 나눈 값과 같으므로 실질환율을 추가하면 교역조건의 역할을 간접적으로 반영하게 된다.

정책반응함수

본 논문에서 물가안정목표제란 중앙은행이 특정의 원칙에 입각하여 단기이자율을 조절하는 정책운용방식을 의미한다. 따라서 정책반응 함수로서는 다음과 같은 Taylor 유형의 이자율 원칙을 설정한다.

[eqn: i _{t} `=` rho `i _{t-1} ^{} `+c _{1} `( pi _{t} ^{`e} `- pi _{t} ^{`*} `)`+`c _{2} (`y _{t} -y _{P} )`+`c _{3} `x _{t} `+u _{t} `]           (3)

(3)식은 정책금리 운용에 관한 중앙은행의 반응함수를 나타내는 목표원칙의 한 유형이다. (3)식에서 [eqn: x _{t} `]는 한국은행이 기준금리 변경시에 참고하는 외생적인 정보변수로서 국내물가에 영향을 미친다는 점에서 달러환율을 도입하였고 이 경우 계수의 부호는 [eqn: c _{3} `>`0]이다. 이자율 충격 [eqn: u _{t} `]도 순 잡음(white noise) 과정을 따르는 것으로 가정한다.

중앙은행이 (1), (2)식의 제약하에서 다음과 같은 손실함수를 최소화하는 방식으로 정책을 운용하는 경우 (3)과 같은 유형의 정책반응함수가 얻어진다(Smets 2003).

[eqn: L`=`E _{0} ` sum _{t=0} ^{INF } ` beta ^{``t} ` {1} over {2} `[` lambda `( pi _{t} `-` pi _{t} ^{*} `) ^{2} `+`(1`-` lambda `)`[ omega (log`y _{t} -log`y _{Pt} ) ^{2} +(1- omega )(i _{t} `-`i _{t-1} `) ^{2} `]]]

한국은행은 환율의 변동이 국내물가에 미치는 영향을 고려하여 정보변수로서 달러환율을 중요시하고 있으며 Elekdag et al.(2005), Chung et al.(2007)도 한국은행의 통화정책 반응함수에 환율을 포함시키고 있다.

그런데, 1998년 이전까지 한국은행은 통화증가율 목표방식에 입각하여 정책운용을 해왔기 때문에 그 기간의 정책을 평가하는데 있어서 이자율 목표방식의 한 유형인 (3)식과 같은 Taylor 원칙을 분석도구로 사용하는 것이 타당한가하는 의문을 제기할 수 있다. 이에 대한 근거는 두 방식이 내용상 동일하다는 점에서 찾을 수 있으며 다음과 같이 설명할 수 있다.

이자율 목표방식에서 이자율 조정방식의 대표적 예인 Taylor 원칙은 통화증가율 목표방식으로부터 다음과 같이 도출할 수 있다. 먼저 화폐수량설 [eqn: M _{t} `V _{t} `=`P _{t} `y _{t}]를 증가율 형태로 표현하면 다음과 같다.

[eqn: m _{t} `=` pi _{t} +q _{t} - omega _{t}]	(4)

(4)에서 [eqn: m`=`]통화증가율, [eqn: pi `=`]인플레이션율, [eqn: q`=`]경제성장률, [eqn: omega `=`]유통속도변화율. 통화증가율 목표제에서 통화증가율은 통상 다음과 같은 방식으로 결정된다.

[eqn: m _{t} ^{*} `=` pi _{t} ^{*} +q _{t} ^{*} - omega _{t} ^{*}]	(5)

(5)에서 *로 표시한 변수는 해당 변수의 목표치 혹은 장기균형치에 해당한다. 중앙은행이 통화증가율 목표를 성공적으로 유지하는 경우 [eqn: m _{t} `=`m _{t} ^{*} `]가 되므로 (4), (5)로부터 다음을 얻는다.

[eqn: omega _{t} - omega _{t} ^{*} `=`( pi _{t} `- pi _{t} ^{*} )`+`(q _{t} -q _{t} ^{*} )]	(6)

(6)식은 중앙은행이 통화증가율 목표방식에 의해 정책을 운용하는 경우 세 변수간에 (6)식의 관계가 성립한다는 것을 나타내고 있다.

실질잔고에 대한 수요를 이자율의 역함수라 하면 유통속도는 이자율의 정의 함수이므로 (6)식의 오른쪽을 다음과 같은 선형관계로 나타낼 수 있다.

[eqn: omega _{t} - omega _{t} ^{*} `=` alpha TRIANGLE i _{t} `+e _{t}]	(7)

(7)를 (6)에 대입하여 정리하면 다음을 얻는다.

[eqn: TRIANGLE i _{t} `= beta [`( pi _{t} `- pi _{t} ^{*} )`+`(q _{t} -q _{t} ^{*} )]`+` epsilon _{t}]	(8)

(8)에서 [eqn: beta `=` alpha ^{-1} ,` epsilon _{t} `=`- alpha ^{-1} `e _{t}].  (8)을 다시 쓰면 다음을 얻는다.

[eqn: i _{t} `=i _{t-1} `+` beta [`( pi _{t} `- pi _{t} ^{*} )`+`(q _{t} -q _{t} ^{*} )]`+` epsilon _{t}]	(9)

이 (9)식이 바로 앞의 이자율 준칙 (3)식에 해당함을 알 수 있다. 반대의 과정을 거치면 이자율 목표방식하에서 이자율, 인플레이션, 생산간 관계를 나타내는 하는 (9)으로부터 통화증가율 목표방식하의 세 변수간 관계를 나타내는 (6)식을 얻을 수 있다. 즉 두 유형의 통화정책 운용방식은 이자율, 인플레이션, 생산간 관계라는 점에서 볼 때 내용상으로 동일한 것이다.

이와 같은 동등관계가 두 방식 사이에 존재한다는 것은 다음과 같은 논리로 설명할 수 있다. 통화증가율이 고정된 상황에서 인플레이션율이 높아지면 실질잔고의 공급이 감소하므로 이자율이 상승한다.  실질소득이 증가하면 화폐수요가 증가하므로 이자율이 상승해야만 화폐시장에 균형을 회복할 수 있다. 결과적으로 인플레이션율과 소득이 높아지면 이자율이 상승하고 반대의 경우에는 하락한다는 이자율 목표방식에 입각한 이자율 조정방식이 얻어진다. 다시말해 통화증가율 목표방식과 이자율 목표방식은 거시경제활동 변화에 대한 중앙은행의 대응방식이 동일하며 이러한 점에서 통화증가율 목표방식에 의한 정책수행을 이자율 목표방식으로 대체하여 설명할 수 있다.  본 논문에서 Taylor 원칙은 이런 근거에 의하여 도입한 것이다.

Orphanides(2003), Taylor(1999)는 이점을 분명히 하고 있다.

과거의 정책운용 성과를 Taylor 원칙에 근거하여 분석한 예로서는 외국의 경우 Judd․Rudebusch(1998), Orpahnides(2003), Clarida․Gali․Gertler(2000), McCallum(2000) 등을 들 수 있으며 한국의 경우 김치호(1999), 김준태(2001)는 1980년대에서 1990년대에 이르는 기간의 한국 통화정책 반응함수를 (3)식과 유사한 이자율 반응함수를 이용하여 분석하고 있다.

2. 자료와 추정

추정에 사용한 변수는 모두 X-12 ARIMA를 이용하여 계절조정하였다. 증가율은 계절조정 자료의 전기대비 증가율을 년율로 환산한 것이다. 인플레이션율은 소비자물가지수 증가율이다. 환율 변수로서는 달러화에 대한 명목환율을 미국과 한국의 소비자물가지수로 조정한 실질달러환율을 사용하였다. GDP 갭은 실제치와 잠재치간의 차이를 년율로 환산한 값이다. 잠재 GDP는 HP 필터를 이용하여 구했다. 각 방정식은 1992:I 분기부터 1999:I 분기에 걸쳐 GMM으로 추정하였으며 [표 1]에서 결과를 보여주고 있다.

GDP(2005년 기준자료)는 한국은행이 제공하는 계절조정치를 사용하였다.

사용한 수단변수는 다음과 같다. (1)식 : [eqn: log`y _{t-i}] 4분기까지의 시차, [eqn: (i- pi ) _{t-i}] 4분기 까지의 시차, 수익률 스프레드 시차 1, 3 및 외생변수. (2)식 : 생산 갭 4기까지의 시차, [eqn: pi _{t-3}], [eqn: i _{t-i}] 4분기 까지의 시차 및 외생변수. (3)식 :  [eqn: log`y _{t-i}] 6기까지의 시차, [eqn: pi _{t-i}] 4기까지의 시차, 경기동행지수 순환변동치(로그) 시차 1,2, 및 외생변수.

상수항과 더미 상수항(각 식에서 더미 상수항은 통계적으로 유효)은 생략하였다.

[표 1]   1999년 이전 기간 기준모형의 추정결과 : 1992:I - 1999:I

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(1)식      [eqn: log`y _{t} `=`0.794``log`y _{t-1} `+0.210``log`y _{t+1} ^{`e} -`0.001`(`i _{t} `-` pi _{t+1} ^{`e} `)+0.012`log`q _{t} ``# ```````````````````````````(16.3) ^{***} ``````````````````````(4.25) ^{***} `````````````````````(-4.27) ^{***} ``````````````````````````````````(2.12) ^{**} ``````````````````# # ````````````````````````````s.e.`=`0.013,```````````````J```=`4.35(p-value`=0.82)`]

(2)식      [eqn: pi _{t} `=`0.179` pi _{t-1} `+0.348` pi _{t+1} ^{`e} `+`0.812(`log`y _{t} -log`y _{Pt} )+0.097`rq _{t} `+2.643`D98 _{t}# `````````````````(4.66) ^{***} `````````(3.05) ^{***} ```````````````(0.17)``````````````````````````````````````````````````````````````(4.66) ^{***} ```````(0.85)# # ``````````````````s.e.`=`3.24````````````````````````````````J``=`7.83(p-value``=``0.80)]

(3)식        [eqn: i _{t} `=`0.698`i _{t-1} `+1.163`( pi _{t} ^{`e} `- pi _{t} ^{`*} `)`+0.237(log`y _{t} -log`y _{pt} )+0.031rq _{t} `# `````````````(22.66) ^{***} ```````(3.60) ^{***} ````````````````````````````(3.81) ^{***} ````````````````````````````````````````````````````(3.32) ^{***} ```````````# # ````````````````````s.e.=1.16`,````````````````````````````````J````=5.51(p-value=0.90)]

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1) (  )는 [eqn: t`-`]값.

2) *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 유의수준을 나타낸다.

2) 변수 : [eqn: y`=`]GDP, [eqn: y _{p} `=`]잠재 GDP, [eqn: i`=`]콜금리, [eqn: pi `=`]인플레이션율, [eqn: q`=`]실질달러환율, [eqn: rq`=`]실질달러환율의 변화율.

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[표 1]의 추정결과를 보면 모든 변수들이 이론과 일치되는 부호를 보이고 있으며 통계적으로도 매우 유의함을 알 수 있다. 또한 [eqn: J``]-검정결과를 보면 수단변수의 선정에도 문제가 없는 것을 알 수 있다. 또한 이 모형체계는 합리적 기대모형에서 안정적 균형 해의 존재에 관한 Blanchard-Kahn의 조건을 만족한다. 따라서 우리는 이 모형을 이용하여 1992:I - 1999:I 기간의 거시경제 상황에 대한 가상 실험을 실시하고자 한다.

모형의 계수 행렬로부터 1 이상의 값을 갖는 eigen value가 두 개 얻어지는데 이는 모형의 내생변수의 수와 동일하다.

3. 모의 실험

본 절에서는 1992:I - 1999:I 기간 동안에 물가안정목표제가 실제로 실시되었다는 가정하에서 나타날 수 있는 가상의 경제상황을 다양한 관점에서 모의실험을 통해 도출하고 이를 실제 현실과 비교하고자 한다. 모의실험의 구체적 방법은 다음과 같다. 실험에 사용한 가상의 경제는  [표 1]에 있는 (1), (2), (3)의 세 식으로 구성되어 있다. [표 1]의 (1), (2) 두 식으로부터 얻어지는 잔차항 [eqn: hat{e _{t} `} `,` hat{v _{t}} `]를 각각 총수요 및 총공급 충격이라 정의하고 모의실험시에 매 기간 이들 충격을 모형에 추가한다. 다음 단계로 정책반응함수 1991:IV 관측치를 초기 값으로 하여 동태적 모의실험을 통해 생산, 인플레이션율 및 이자율에 관한 가상의 시계열을 도출한다. 마지막 단계로 이들 시계열과 실제 시계열을 비교하여 정책성과를 평가한다.

McCallum(1990)의 방법론을 따랐다.

기준 모형에 의한 모의실험

먼저 [표 1]의 (3)식에 나타난 기준 모형에 입각하여 정책이 실시되는 경우 나타나는 상황을 보기로 하자. [그림 1]에서 이에 관한 내용을 보여주고 있다.

[그림 ]   기준모형에 의한 모의실험 결과

[그림 ]   생산 갭, 인플레이션 갭 및 환율변동율 : 1992:I - 1999:I

[그림 1]에서 보듯이 기준모형에 입각하여 중앙은행이 정책을 운용하는 경우 정책금리인 콜금리는 1997년 중반부터 실제치보다 빠르게 상승하여 외환위기 전기간을 통해서 실제 수준보다 더 높은 수준을 유지하게 된다. 그 이유는 그 당시의 GDP 갭, 인플레이션 갭 및 환율변동율을 보여주는  [그림 2]와 (3)식을 통해 알 수 있다. [그림 2]에서 보듯이 1994년 후반부터 GDP 갭이 큰 폭으로 증가하기 시작하고, 동시에 1997년 중반부터 인플레이션율 갭과 환율상승폭이 급격하게 높아지면서 이에 대처하여 중앙은행이 콜금리를 인상하기 시작한다. 이에 따라서 GDP는 1998년 2분기부터 실제치 이하로 감소하며 1998년의 불황은 더 심각해진다.

가상 상황에 의한 모의실험 : 인플레이션에 대한 반응계수 [eqn: c _{1} `]의 변화

본 절에서는 [표 1]에 나타난 (1), (2)식을 현실이라 가정한 후 정책반응 함수 (3)식에 나타난 모수들을 변화시켰을 때 나타나는 상황에 관한 모의실험을 하고자 한다. 이것은 경제상황에 대한 중앙은행의 대응방식이 달라졌을 때 나타나는 상황을 도출하고 그것을 현실과 비교하기 위한 실험이다.  먼저 인플레이션에 대한 중앙은행의 반응을 나타내는 [eqn: c _{1} `] 계수 값의 변화가 미치는 영향을 보기로 하자.

모든 경우의 실험에서 모수의 변경은 Blanchard-Kahn의 조건을 만족하는 범위 내에서 이루어진다.

기준 모형에서 [eqn: c _{1} `]값은 1.163이 었다. 다른 계수는 기준모형과 동일하게 둔 상태에서 이 계수 값만 2배로 확대하는 경우 나타나는 상황을 [그림 3]에서 보여주고 있다.

[그림 ]   인플레이션 갭에 대한 반응계수를 2배로 확대하는 상황

[그림 3]에서 보듯이 중앙은행이 인플레이션 갭에 대하여 더 강하게 반응하는 경우 콜금리는 기준모형에 비하여 1997년 후반부터 더 가파르게 상승하고 이에 따라 생산은 더 큰 폭으로 감소하여 1998년의 불황은 더 심해진다.

환율변동에 대한 반응계수 [eqn: c _{3} `]의 변화

기준 모형에서 [eqn: c _{3} `]값은 0.031이 었다. 다른 계수는 기준모형과 동일하게 둔 상태에서 이 계수 값만 2배로 확대하는 경우 나타나는 상황을 [그림 4]에서 보여주고 있다. 이 경우에 나타나는 상황도 [그림 3]의 경우와 유사하며 다만 정도에서 차이가 있을 뿐이다. 즉 중앙은행이 환율변동에 더 민감하게 반응할 수록 1997년 후반기 이후 콜금리는 기준모형의 경우보다 더 상승하고 이로 인해 생산은 더욱 침체된다.

c2 계수 즉 GDP 갭에 대한 반응계수를 2배로 조정하는 경우 결과가 기준모형과 기본적인 차이가 없어 제외했다.

[그림 ]   환율변동에 대한 반응계수를 2배로 확대하는 상황

이자율 조정의 점진성 계수 [eqn: rho `]의 변화

(3)식에는 중앙은행이 이자율을 점진적인 방식으로 조정하는 내용을 반영하고 있으며 전기의 콜금리에 대한 반응계수인 [eqn: rho `] 값의 절대치가 점진성의 정도를 나타낸다. 기준 모형에서 [eqn: rho]값은 0.698이 었다. 다른 계수는 기준모형과 동일하게 둔 상태에서 이 계수 값만 0.900으로 확대하는 경우 나타나는 상황이 [그림 5]에 나타나 있다. 여기서 보듯이 이자율 조정과정이 과거치에 더 크게 영향을 받을 수록 콜금리는 급격하게 상승하기 시작하고 이로 인해 생산은 초기 상태를 지나는 순간부터 큰 폭으로 감소하기 시작한다.

[그림 5]를 통해 유추할 수 있듯이 가상실험 결과에 가장 큰 영향을 미치는 것이 이자율 조정의 점진성 정도이다. 이런 점을 감안하여 [eqn: rho] 값의 조정을 작게하여 실험한 것이다.

지금까지 본 몇 가지의 모의실험의 결과는 중앙은행이 특정 경제상황에 대처하는 방식만을 통해서는 1998년의 경기불황을 미연에 방지할 수 없었다는 것을 의미한다. 그렇다면 여러 여러 반응계수를 동시에 조정하는 경우는 결과가 어떻게 달라질 것인가? 지금까지의 실험결과를 바탕으로 다음과 같은 두 가지 상황을 설정하였다.

환율변동에 대한 반응도를 낮추고 점진적 조정도를 낮춘 경우

첫째, 이자율 조정계수 [eqn: rho]를 0.698에서 0.65롤 조금 낮추고 환율변동에 대한 반응계수를 기준모형의 1/2 수준인 0.015로 낮추었을 때 나타나는 상황을 [그림 6]에서 보여주고 있다.

[그림 ]   환율변동에 대한 반응을 높이고 점진적 조정도를 낮춘 경우

[그림 6]에서 보듯이 초기의 이자율이 하락하는 영향에 의해 콜글리는 전 기간에 걸쳐 기준모형의 수준보다 낮게 유지되며 이로 인해 생산은 기준모형 보다 상당히 증가하는 것을 알 수 있다. 그러나 1998년에 경제성장률이 마이너스가 된다는 점은 동일하다. 단지 GDP의 절대수준 만이 높아지는 효과를 가져올 뿐이다.

세 가지 유형의 조합

둘째, 이자율 조정의 점진성을 [eqn: rho `=`0.65]로 낮추고, 인플레이션 갭에 대한 반응도 [eqn: c _{1}]을 2배로 확대하면 동시에 생산 갭에 대한 반응계수 [eqn: c _{2}]와 환율변동에 대한 반응계수 [eqn: c _{3}]를 각각 1/2로 축소했을 때 나타나는 상황을 [그림 7]에서 보여주고 있다. 이것은 중앙은행이 물가안정을 위해 경제상황 변화에 대처하는 방식에서 인플레이션 갭에 대한 반응도와 생산 갭에 대한 반응도에 있어서 서로 상반된 반응을 보이는 상황을 설정한 것이다. [그림 7]에서 보듯이 이자율 조정의 점진성 변화와 생산 갭 및 환율변동에 대한 반응도의 변화가 인플레이션 갭에 대한 반응도의 변화를 압도하여 생산과 이자율의 시간경로는 [그림 6]과 유사한 모습을 보이고 있다. 중요한 차이는 1998년 초에 인플레이션 갭이 큰 폭으로 확대되면서 이자율이 기준모형보다 더 높아지고 이로 인하여 생산 증가 폭이 [그림 6]의 경우에 비해 더 적다는 점이다.

[그림 ]   세 유형의 반응계수를 조정한 경우

모의실험 결과의 요약

이상의 분석결과를 종합해 볼 때 한국은행이 이자율 자율화 직후인 1992년 초부터 물가안정목표제를 실시했다 하더라도 거시경제 상황은 실제와 큰 변화를 보이지 않았을 것이라 판단된다. 특히 1998년의 심각했던 경기침체를 해소하기는 어려웠을 것으로 보인다.

반응계수들의 다양한 조합에 따른 다양한 모의실험을 하지 못한 것은 Blanchard-Kahn 조건을 만족하는 범위 내에서 가능한 조합들을 찾아야 한다는 제약 때문이다.

III. 1999년 이후에 통화증가율목표제를 도입하는 경우

본 절에서는 한국은행이 1999년 이후에도 과거와 마찬가지로 통화증가율을 목표로 하는 중간목표방식에 입각하여 정책을 운용했다고 가정했을 때 발생하는 거시경제상황에 대한 가상실험을 하고자 한다.

1. 모형의 기본 구조

총수요와 총공급

모형의 기본 구조는 앞 절의 경우와 동일하다. 다만 정책운용 방식이 통화증가율 목표제라는 점 때문에 다음과 같이 모형을 수정하였다.

[eqn: log`y _{t} `=`a _{1} log`y _{t-1} `+a _{2} ``log`y _{t+1} ^{`e} -`a _{3} `(`i _{t} `-` pi _{t+1} ^{`e} `)`+a _{4} `x _{t} `+`a _{5} (m _{t} - pi _{t} )+e _{t} ``]     (10)

[eqn: pi _{t} `=`b _{1} ` pi _{t-1} `+b _{2} ` pi _{t+1} ^{`e} `+`b _{3} (`log`y _{t} -log`y _{Pt} )`+`b _{4} `x _{t} `+b _{5} m _{t} +v _{t} `]          (11)

(10), (11) 두 식은 중앙은행이 통화증가율 목표제에 입각하여 정책운용을 하는 상황을 반영한 총수요/총공급 모형이다. 통화증가율 목표제하에서 통화량은 외생변수가 되며 통화변수가 경제에 미치는 영향을 포착하기 위하여 (10)식은 총수요에 미치는 실질잔고 효과에 근거하여 실질잔고 변수 [eqn: m _{t} `-` pi _{t} `]를 추가한 것이다. 이 경우 [eqn: a _{5} `>`0`]이다. (12)식도 물가변화에 미치는 통화의 영향을 반영하여 통화증가율 [eqn: m _{t} `]를 추가한 것이다. 이 경우에도 [eqn: b _{5} `>`0`]이다.

정책반응함수

한편, 통화증가율 목표제에서는 콜금리가 더 이상 정책수단 변수가 되지 못하므로 (10)의 총수요 결정요인으로서 이자율은 콜금리가 아니라 시장 이자율의 한 척도인 3년만기 회사채 수익률을 사용하였다. 이 경우 모형이 완결되기 위해서는 두 가지 행동방정식이 필요하게 된다. 하나는 통화증가율 설정에 관한 것이며 또 하나는 시장이자율 결정식이다.

먼저 통화증가율은 다음과 같이 결정되는 것으로 설정하였다.

[eqn: m _{t} `=`m _{t} ^{*} `+ epsilon _{t} `]	(12)

(12)에서 [eqn: m _{t} ^{*} `]는 중앙은행이 설정한 통화증가율 목표치이며 [eqn: epsilon _{t} `]는 통화증가율에 영향을 미치는 외적 충격을 나타내며 [eqn: epsilon _{t} `=` rho ` epsilon _{t-1} `+` eta _{t} `,`````` eta _{t} `=`]0의 평균과 1의 분산을 갖는 순잡음과정, 과 같은 확률과정을 가정한다.

모의실험에서는 [eqn: rho =-0.121]을 사용하였다.

다음으로 시장이자율 결정식은 다음과 같다.

이 모형은 기본적으로 김양우․장동구․이긍희(1997)의 이자율모형을 변형한 것이다.

[eqn: i _{t} `=`d _{1} i _{t-1} `+d _{2} `(m _{t} -m _{t} ^{*} )+d _{3} `(m _{t-1} -m _{t-1} ^{*} )+d _{4} (m _{t-2} `-m _{t-2} ^{*} )+d _{5} (log`y _{t} `-`log`y _{Pt} )# # ``````````````+d _{6} `fi _{t} `+d _{7} `rq _{t} `+z _{t} `]	(13)

(13)식에서 실제통화증가율과 목표치간의 갭 [eqn: m _{t} `-`m _{t} ^{*} `]및 시차항은 유동성 효과를 고려하여 도입하였고, GDP 갭 [eqn: log`y _{t} `-`log`y _{Pt} `]는 시장의 자금사정을 반영항 것이고, 외국이자율 [eqn: fi _{t} `]와 환율변화율 [eqn: rq _{t} `]는 국가간 자본이동을 감안하여 도입한 것이다.

외국이자율 변수로서는 미국재무부 채권(90일물) 수익률을 사용하였다.

2. 자료와 추정

추정에 사용한 변수는 앞 절에서와 기본적으로 동일하나 다음과 같은 점에서 차이가 있다. (10)식에서 사용한 통화증가율은 분기 평균 M2의 증가율이다. (11)식에는 외생변수로서 달러표시 석유가격 증가율을 추가하였다. (13)식에서 통화증가율 목표치 [eqn: m _{t} ^{*} `]로는 M2의 증가율에 대한 HP 추세치를 사용하였다. 추정에 있어서 (10), (11)식은 앞 절과 동일하게 GMM 추정량이며  시장이자율을 나타내는 (13)식은 OLS로 추정하였다.  1999:II - 2009:II 기간에 걸쳐 추정한 결과를 [표 2]에서 보여주고 있다.

사용한 수단변수는 다음과 같다. (10)식 : [eqn: log`y _{t-i}] 6분기까지의 시차, [eqn: (i- pi ) _{t-i}] 6분기 까지의 시차 및 외생변수. (11)식 : 생산 갭 6기까지의 시차, , [eqn: pi _{t-i}] 6분기 까지의 시차 및 외생변수, 경기동행지수 순환변동치(로그) 4분기 까지의 시차 및 외생변수.

Newey-West 이분산-자기회귀(HAC) 일치추정량이다.

한국에서 물가안정목표제는 1999년 5월부터 실시되었으므로 가상실험의 시작시점을 1999:II 분기로 정했다.

[표 2]   1999년 이후 기간 기준모형의 추정결과 : 1999:II - 2009:II

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(10)식      [eqn: log`y _{t} `=`0.352``log`y _{t-1} `+0.607``log`y _{t+1} ^{`e} -`0.002`(`i _{t} `-` pi _{t+1} ^{`e} `)-0.013`log`q _{t} `+0.001`(m _{t} - pi _{t} )``# ```````````````````````````(8.93) ^{***} ``````````````````````(15.03) ^{***} `````````````````````(-3.59) ^{***} ```````````````````````````(-2.67) ^{**} `````````````(5.63) ^{***} ```````# # ````````````````````````````s.e.`=`0.012,```````````````J```=`6.15(p-value`=0.80)`]

(11)식      [eqn: pi _{t} `=`0.351` pi _{t-1} `+0.532` pi _{t+1} ^{`e} `+`0.180(`log`y _{t} -log`y _{Pt} )+0.003`rq _{t} `+0.001`ro _{t}# `````````````````(4.20) ^{***} `````````(8.57) ^{***} ```````````````(2.22) ^{**} ``````````````````````````````````````````````````````````````(0.79) ^{} ```````(3.60) ^{***}# # ```````````````+0.007`m _{t}# ```````````````````(0.35)# # ````````````````````````s.e.`=1.99````````````````````````````````J``=`7.79(p-value``=``0.90)]

(12)식        [eqn: i _{t} `=`0.825`i _{t-1} `-0.082`(m-m ^{*} `) _{t} `+0.005(m-m ^{*} ) _{t-1} +0.035(m-m ^{*} ) _{t-2} +0.152(log`y _{t} -log`y _{pt} )`# `````````````(17.41) ^{***} `````(-3.12) ^{***} ``````````````````````````(0.24)````````````````````````````````````````````````````(1.87) ^{*} ``````````````````````````````````````````````(5.23) ^{***} ````# # `````````````+0.048fi _{t} `+0.011rq _{t}# ````````````````````(1.13)`````````````(2.41) ^{**}# # ````````````````````````````````````````````````````````````s.e.=0.47````````````````````````````````]

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1) (  )는 [eqn: t`-`]값.

2) *, **, ***는 각각 10%, 5%, 1% 유의수준을 나타낸다.

2) 변수 : [eqn: y`=`]GDP, [eqn: y _{p} `=`]잠재 GDP, [eqn: i`=`]3년만기 회사채 수익률, [eqn: pi `=`]인플레이션율, [eqn: m=]분기평균 M2 증가율, [eqn: m ^{*} `=`][eqn: m`]의 HP 추세치, [eqn: q`=`]실질달러환율, [eqn: rq`=`]실질달러환율의 변화율, [eqn: ro`=`]달러표시 석유가격 증가율.

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[표 2]의 추정결과를 보면 총수요 식에서 실질환율의 경우를 제외하면 모든 변수들이 이론과 일치되는 부호를 보이고 있으며 통계적으로도 매우 유의함을 알 수 있다. 또한 [eqn: J``]-검정결과를 보면 수단변수의 선정에도 문제가 없는 것을 알 수 있다. [표 2]의 결과 중에서 특징적인 점 하나는 총수요를 나타내는 (10)식에 보듯이 수요결정 행태에서 미래지향적인 성향이 더 강하다는 것이다. 그런데 이 점은 1990년대의 상황을 나타내는 [표 1]의 (1)식과는 반대 현상이다. 다시 말해 1992:I-1999:I 기간에는 경제주체들의 총수요 결정방식에서  과거지향적인 면이 더 강했으나 1999:II-2009:II 기간에서는 미래지향적인 특성이 더 강하게 작용하는 것으로 달라졌다. 이 모형체계 역시 안정적 균형 해의 존재에 관한 Blanchard-Kahn의 조건을 만족한다. 따라서 우리는 이 모형을 이용하여 1999:II - 2009:II 기간의 거시경제 상황에 대한 가상 실험을 실시하고자 한다.

3. 모의 실험

본 절에서는 1999:II - 2009:II 기간 동안에 통화증가율 목표제를 실시하였다는 가정하에서 나타날 수 있는 가상의 경제상황을 다양한 관점에서 모의실험을 통해 도출하고 이를 실제 현실과 비교하고자 한다. 모의실험의 구체적 방식은 앞 절에서 설명한 것과 동일하다.

기준 모형에 의한 모의실험

먼저 [표 2]에서 얻은 기준모형을 이용한 모의실험을 통해 얻어지는 가상의 거시경제 상황을 [그림 8]에서 보여주고 있다.

[그림 ]  기준 모형에 의한 모의실험 결과

[그림 8]에서 보면 통화증가율이 초기에는 실제치보다 더 높게 증가한다. 이로 인해 시장이자율은 실제보다 낮을 수준을 유지하며 GDP는 실제치를 상회한다. 2003년 이후 통화증가율이 실제치와 등락을 거듭하며 변동하고 이 영향으로 인해 GDP 역시 실제치와의 괴리를 반복하고 있다. 그러나 이 경우에도 2008년의 경기침체를 피할 수는 없었던 것으로 나타난다. 한편, 인플레이션율은 전반적으로 실제치보다 낮은 수준을 보이며 변하고 있다.

가상의 모의실험 : 통화증가율 목표치를 20% 높이는 경우

통화증가율 목표제하에서 가상의 정책실험을 할 수 있는 경우는 매우 제한적이다. 통화량이 외생적으로 주어지며 중앙은행이 통화증가율 목표치를 사전에 정한다고 설정하기 때문이다. 본 절에서는 중앙은행이 정한 통화증가율 목표치가 기준모형에 비해 20% 더 높아지는 상황을 설정하고 이런 변화가 거시변수에 미치는 영향을 파악하고자 한다. [그림 9]는 이에 관한 내용을 보여주고 있다. [그림 8]과 비교하면 가장 큰 차이는 GDP의 시간경로가 거의 대부분 실제 경로를 상회한다는 것이다. 반면에 이자율이나 인플레이션율의 차이는 매우 미미하다. 이 것은 통화증가율 목표치를 높임으로서 인플레이션에는 큰 영향이 없이 GDP를 높일 수 있음을 시사한다. 이것은 (11), (12)의 추정식에서 보듯이 통화증가율이 이자율과 인플레이션율에 미치는 영향의 절대치가 매우 작기 때문에 나타나는 현상이다. 그러나 이 경우에도 1998년의 불황 상황을 미연에 방지하지는 못하는 것으로 나타난다. 단지 GDP의 절대값이 실제치에 비해 높아지는 효과를 가져올 뿐이다.

10% 높이는 경우에는 기준모형의 경우와 큰 차이가 없었다.

[그림 ]   통화증가율 목표치를 20% 높이는 경우

V. 요약 및 한계

본 논문은 중간목표방식과 물가안정목표제라는 두 유형의 통화정책 운용방식의 거시경제적 성과를 가상의 정책실험을 통해 비교하고 있다. 하나의 질문은 1999년 이전 기간에 이미 한국은행이 중간목표방식 대신 물가안정목표제를 실시해왔다면 1998년의 불황을 방지할 수 있었을 것인가 이며, 또 하나는 1999년 이후에도 물가안정목표제가 아니라 여전히 통화증가율 목표제를 유지해왔다면 2008년의 불황을 피할 수 있었을 것인가 하는 점이다.

신케인지언 거시모형에 기초하여 다양한 가상실험을 한 결과는 부정적이었다. 통화정책 운용방식의 차이와 거시경제적 성과간에는 큰 차이가 없는 것으로 나타났다. 특히 1998년과 2008년 두 차례의 불황을 정책운용 방식의 차이에 의해 방지하는 것은 쉽지 않음을 알 수 있었다.

그러나 이러한 결론에 대해서는 조심스러운 해석이 필요하다. 무엇보다도 가상실험의 결과는 사용한 특정 모형을 통해서 얻은 결론이기 때문이다. 이 모형이 현실을 정확하게 반영하지 못한다면 본 논문에서 보여준 모의실험 결과는 타당성을 갖지 못할 것이며 모형을 달리하면 또 다른 결론을 얻을 수도 있을 것이다.

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