외환위기 이후 우리나라의 외환시장:

금융시장 요인과 실물시장 요인의 분해

조동철*

본 연구는 금융시장(순자본유출 곡선)과 실물시장(경상수지 곡선)이 상호작용하여 환율과 경상수지(=순자본유출)가 동시에 결정되는 외환시장 모습을 상정하고, 이를 외환위기 이후 우리나라의 자료에 대해 SVAR모형을 통해 추정하였다. 추정 결과, 우리나라의 환율은 단기적으로 금융시장 변동에 큰 영향을 받고 있으나, 장기적으로는 금융시장 요인에 의한 효과가 점차 약해지면서 실물시장 요인이 환율을 결정하는 주요 요인으로 작용하는 것으로 나타나고 있다. 한편, 국내외 자산이 완전대체재라는 가설은 기각되나 자본유출입이 여전히 환율에 매우 탄력적으로 반응하는 것으로 나타나고 있어, 직접적인 물량개입만으로 환율을 조절하기 위해서는 막대한 규모의 외환거래가 필요한 것으로 추정된다. 이와 같은 추정결과를 바탕으로 환율 및 경상수지의 실제 변동을 금융시장 요인과 실물시장 요인으로 분해한 결과는, 외환위기 이후 우리나라 외환시장의 변동을 이해하는 데에 시사점을 제공하고 있는 것으로 보인다.

JEL Classification: F31, F32

핵심주제어: 환율, 자본유출입, 경상수지, SVAR, 자본시장개방

목차

Ⅰ 서론

Ⅱ. 외환시장에서의 구조충격 식별

Ⅲ. 추정

Ⅳ. 식별조건에 대한 추가적인 논의

Ⅴ. 외환위기 이후 우리나라 외환시장 변동에 대한 해석

Ⅵ. 요약 및 결론

___________________

* KDI 정책대학원 교수(전화: 02‐3299‐1018, email: dccho@kdischool.ac.kr). 본 논문의 자료분석에 큰 도움을 주신 KDI의 한규숙 연구원과 KDI 정책대학원의 김건우씨에게 감사드리며, 유익한 논평을 해 주신 익명의 검토자들께도 감사드립니다. 물론 남아있는 오류는 전적으로 본인의 책임입니다.

Ⅰ. 서론

1997~1998년 외환위기 이후, 우리나라의 외환시장은 급격한 변화를 경험하였다. 외환위기가 발발하고 IMF의 구제금융이 이루어졌던 1997년 12월을 기점으로 사실상 정부의 통제 하에 있었던 대부분의 자본유출입이 자유화되었으며, 이에 맞추어 일일변동폭 제한이 철폐된 완전한 자유변동환율제도가 도입되었다.

이와 같은 급격한 금융시장의 환경변화는 우리나라 외환시장에서의 환율결정 메커니즘을 크게 변화시킨 것으로 평가되고 있다. 이전까지 지극히 수동적으로 작동하였던 자본유출입이 이제는 환율을 결정하는 요인으로 인식되기 시작하였으며, 경상거래는 변동된 환율에 수동적으로 반응하는 변수로 인식되기도 한다. 그럼에도 불구하고, 상품 및 서비스의 수출입에 수반되는 경상적 외환거래가 환율에 미치는 영향력이 완전히 사라진 것으로 보기는 어렵다. 한 경제의 환율이 그 경제의 실물 기초여건(economic fundamentals)과 장기간 괴리되기 어렵다는 연구결과들에 비추어 볼 때, 실물경제의 대외적 기초여건을 종합적으로 반영하는 경상수지는 어떤 형태로든 환율에 영향을 미칠 것으로 보인다.

예를 들어, Mark (1995), Flood and Taylor (1996), Kilian and Taylor (2003), Engel and West (2005), 서병선 (2001) 등을 참조할 수 있다..

따라서 본 연구는 완전 변동환율제도가 도입된 1998년 이후, 우리나라의 환율변동이 자본유출입을 결정하는 금융시장 충격에 의해 설명되는 부분과 경상거래를 변동시키는 실물시장 충격에 의해 설명되는 부분을 분해해 보고자 한다. 그러나 한 경제의 순자본유출(마이너스 자본수지)은 경상수지 흑자와 사후적으로 동일하다는 항등식을 감안할 때, 순자본유출에 관련된 요인과 경상거래에 관련된 요인을 정확히 식별해 내기는 쉽지 않다. 즉, 경상수지의 변동이 자본유출입에 의해 기인된 것인지, 혹은 경상수지에 발생하는 독립적인 변화가 자본유출입을 결정하는 요인으로 작용하는지는 명확하지 않으며, 따라서 환율변동이 어느 정도 금융시장 충격과 경상거래 충격에 각각 기인한 것인지를 식별해 내기도 쉽지 않다.

본 연구에서는 자본유출입을 결정하는 금융시장과 경상수지를 결정하는 실물시장이 상호작용하여 환율과 경상수지(혹은 순자본유출)를 동시에 결정하는 외환시장을 상정하고, 이를 구조벡터자기회귀모형(SVAR)을 이용하여 추정하고자 한다. 여기에서 자본유출입에 영향을 미치는 “금융충격”(예를 들어 국내외 금융시장에 발생하는 금융위기 혹은 정부의 외환시장 개입 등)과 경상수지에 영향을 미치는 “실물충격”(예를 들어 국내외 수요 여건의 변화 혹은 수출입 가격의 변동 등)을 식별하기 위해, 본 연구는 다음의 두 가정을 활용하고 있다. 첫째 가정은 자유변동환율제도의 도입 이전에는 단기적으로 환율이 정부에 의해 (동월의 경상수지 여건 변화에 대해) 외생적으로 관리되었다는 것이며, 두 번째 가정은 자유변동환율제도의 도입 전후로 환율변동에 대한 경상거래의 반응도에 급격한 변화가 발생하지 않았다는 것이다. 첫째 가정은 1997년까지의 기간에 대해 환율에 대한 경상수지의 반응도를 식별해내는 데에 사용되고, 두 번째 가정은 1998년 이후의 기간에 대해 환율에 대한 자본유출입의 반응도를 식별해 내는 데에 활용된다.

우리나라의 환율변동을 VAR 모형 혹은 오차수정모형을 통해 분석한 기존 연구들은 많으나, 본 연구와는 상당히 다른 맥락에서 진행되어 왔다. 예를 들어, 이창선·심재웅 (1999) 정명철 (2003), 김윤영·박준영 (2008), 김윤영 (2009) 등 참조하시오.

외환위기 이후에도 환율에 영향을 미치기 위한 시장개입은 있었으나(신관호·이종화 (2004) 참조), 자본유출입이 자유화된 시장에서의 물량개입은 자본유출입의 일부에 대한 영향력을 행사하는 정책으로서. 환율을 정부가 직접 고시하던 시기와는 전혀 다른 것으로 해석된다.

이와 같은 과정을 통해 식별된 금융충격과 실물충격은 자유변동환율제도가 도입된 이후 우리나라의 환율 및 국제수지의 변동을 이해하는 데에 많은 시사점을 제공하고 있는 것으로 보인다. 우선 환율변동에 있어, 단기적으로는 금융충격이 미치는 영향이 매우 큰 것으로 나타나나, 장기적으로는 금융충격의 효과가 점차 소멸되고 실물충격에 의해 환율이 주로 결정되는 것으로 나타난다는 점이다. 이러한 결과는 금융시장의 충격이 단기적인 거시경제 변동에 큰 영향을 미침에도 불구하고, 장기적으로 한 경제의 모습은 실물적인 요인에 의해 결정된다는 거시경제학의 일반적인 명제와 일치하고 있다. 한편, 자본유출입의 환율 탄력성에 대한 추정 결과는 국내외 자산이 완전대체재라는 가설을 기각하고 있다. 그럼에도 불구하고 자본유출입은 환율에 매우 탄력적으로 반응하고 있는 것으로 추정되고 있어, 직접적인 물량개입으로 환율을 조절하기 위해서는 막대한 규모의 외환거래가 필요하다는 점을 시사하고 있다. 아울러 추정결과를 바탕으로 실제 우리나라의 환율 및 경상수지의 변동을 금융시장 충격과 실물시장 충격으로 분해해 본 결과, 금융충격은 국제금융시장 불안이 고조되었던 1998년 중반(러시아 모라토리엄), 2000년 말(IT버블 붕괴) 및 2008년 말(Lehman Brothers의 파산)과 우리나라 정부의 대규모 달러매입 외환시장 개입이 있었던 2003년 말에 급격한 자본유출 충격이 있었던 것으로 나타나고 있으며, 실물충격은 내수가 급격히 위축되었던 1998년 및 2003년에 경상수지 흑자 확대 압력이 발생하였던 반면 2008년부터 발생한 세계경제 위축에 따른 수출수요 감소는 경상수지 흑자의 감소요인으로 작용하였던 것으로 나타난다.

본고의 구성은 다음과 같다. 제2절에서는 본 연구가 상정하고 있는 외환시장의 모습을 설명하고, 이와 같은 모습이 SVAR 모형에서 어떻게 활용되는지에 대해 설명한다. 설명된 SVAR 모형의 추정결과는 제 3절에서 제시되며, 제 4절은 식별조건에 대한 추가적인 논의를 통해 추정결과의 견고성(robustness)을 검증한다. 본 연구의 추정결과를 바탕으로 외환위기 이후 발생한 우리나라 외환시장 변동에 대한 해석을 제 5절에서 제시한 후, 제 6절은 본 연구의 결과를 요약할 것이다.

Ⅱ. 외환시장에서의 구조충격 식별

2.1 외환시장: 경상수지, 자본유출입 및 환율

한 경제의 외환거래는 수출입 등의 경상거래와 관련된 부분과 자본유출입과 관련된 부분으로 대별될 수 있는데, 전자는 경상수지, 후자는 자본수지에 압축되어 나타난다. 자본수지에 민간부문뿐 아니라 공공부문의 자본거래(예: 준비자산 증감)를 모두 포함할 경우, 복식부기의 회계원리에 따라 경상수지와 자본수지의 합은 항상 0이 된다. 즉, 경상수지 흑자는 항상 자본수지 적자(혹은 순자본유출)와 동일하다. 그러나 이와 같은 회계적 항등식이 자본유출입을 결정하는 요인과 경상수지를 결정하는 요인이 동일함을 의미하는 것은 아니다. 이는 사후적으로 시장의 균형수요량과 균형공급량이 항상 같음에도 불구하고, 수요와 공급을 결정하는 요인이 전혀 다른 것과 마찬가지라고 할 수 있다.

<그림 1>은 본 연구에서 상정하고 있는 외환시장의 모습을 경상수지(혹은 실물시장) 곡선과 순자본유출(혹은 금융시장) 곡선을 통해 나타내고 있다. 우선 경상수지 곡선은 환율상승(원화가치의 하락)이 흑자를 확대시키는 요인이라는 일반적인 기대를 반영하여 우상향하는 것으로 묘사되었다. 국내외 수요여건의 변화 혹은 수출입가격의 변동(즉, 교역조건의 변동) 등은 이러한 경상수지 곡선을 이동시키는 독립적인 실물충격의 대표적인 예로 거론될 수 있다. 즉, 환율이 변화하지 않는다고 하더라도, 세계경제 여건이 호전되어 우리나라 수출에 대한 수요가 증가할 경우, 이는 경상수지 곡선을 우측으로 이동시키게 된다. 혹은 국제유가가 급등하여 교역조건이 악화되는 경우를 상정한다면, 이는 동일한 환율에 대해 우리나라의 경상수지 흑자를 축소시키는, 즉 경상수지 곡선을 좌측으로 이동시키는 충격에 해당하는 것으로 해석될 수 있다. 본 연구에서는 이처럼 경상수지 곡선을 이동시키는 충격을 “실물충격”이라고 정의하고자 한다.

< Figure 1 > Identification in the Foreign Exchange Market

Before Capital Market Opening          After Capital Market Opening

(Identifying Current Account Curve)     (Identifying Net Capital Outflow Curve)

한편 자본자유화가 이루어진 경제(우측 패널)에서의 순자본유출 곡선은 우하향하는 것으로 묘사되어 있다. 이는, 여타 경제 펀더멘털(국내외 이자율 격차, 리스크, 기대환율 수준 등)에 변화가 없는 상태에서 현재 환율이 상승(통화가치가 하락)할 경우, 외화로 평가된 우리나라의 자산가격이 하락함에 따라 자본유입이 증가(순자본유출이 감소)할 것이라는 통상의 기대를 반영한 것이다. 예를 들어 대표적인 환율결정 이론이라고 할 수 있는 이자율 평형식은, 국내외 이자율과 기대환율에 변화가 없는 상태에서의 현재 환율 상승이 자본유입을 초래하는 압력으로 작용하여 현재 환율을 균형수준에 머무르게 한다는 점을 암묵적으로 가정하고 있다. 즉, 국내외 자산이 완전대체재이고 자본유출입이 아무런 마찰없이 이루어진다고 가정되는 경우, 이와 같은 환율조정은 즉각적으로 발생하며, 이자율 평형식은 그 자체로서 환율을 결정하는 이론으로 간주될 수 있다. 이는 위의 그림에서 순자본유출 곡선이 환율에 대해 완전히 탄력적인 경우(즉, 수평선인 경우)로 해석될 수 있다. 그러나 국내외 자산이 완전대체재라고 보기 어렵거나, 혹은 자본유출입에 마찰적 요인이 존재할 경우, 순자본유출 곡선은 우하향하는 것으로 상정될 수 있을 것이다. 반면, 환율상승이 추가적인 환율상승 기대를 촉발하여 자본유출을 촉진시킨다는 ‘자기실현적 기대’가 팽배한 시장이라면 이 곡선은 오히려 우상향할 수도 있을 것이다.

경상수지 곡선의 기울기와 마찬가지로 순자본유출 곡선의 기울기는 실제 자료분석을 통해 추정될 부분이다. 그러나 순자본유출 곡선의 기울기와 관계없이 환율 이외의 독립적인 금융시장 충격은 순자본유출 곡선을 이동시키는 요인으로 해석된다. 예를 들어, 국제 금융시장의 동요가 확산되어 우리나라 자산에 대한 리스크 프리미엄이 확대될 경우, 이는 순자본유출 곡선을 우측으로 이동시키는(즉, 자본유출을 촉진시키는) 충격으로 해석될 수 있을 것이다. 혹은 국내외 이자율 격차가 확대될 경우, 이는 동일한 환율에 대해 자본유입을 초래하는 요인으로 작용하며, 따라서 순자본유출 곡선을 좌측으로 이동시키는 충격으로 해석될 수 있다. 본 연구에서는 이처럼 순자본유출 곡선을 이동시키는 충격을 “금융충격”으로 정의하고자 한다.

2.2  경상수지 곡선과 순자본유출 곡선의 식별

이처럼 자본유출입이 자유화된 외환시장에서는, 두 곡선(혹은 두 시장)이 모두 단기적으로 환율에 내생적으로 반응하는 것으로 상정되며, 따라서 균형환율과 균형 경상수지 흑자(= 균형 순자본유출)는 두 시장의 상호작용을 통해 동시에 결정된다. 이와 같은 시장에 대해서는, 사후적으로 관찰된 균형환율과 균형 국제수지 값들을 통해 경상수지 곡선과 자본유출입 곡선을 식별해 낼 수 없다. 따라서 본 연구에서는 자본유출입이 자유화되기 이전(1997년 이전)의 자료분석 결과를 자본자유화 이후의 외환시장을 식별하는 데에 활용하고자 한다.

<그림 1>의 좌측 패널에서 상정된 자본자유화 이전의 외환시장은 순자본유출 곡선이 수평선으로 그려져 있다. 이는 환율이 정부에 의해 외생적으로 관리되는 경우를 상정한 것이며, 대외 경상거래에 실물충격이 발생하여 경상수지 곡선이 이동한다고 하여도, 이에 따른 단기적인 경상수지 변동이 같은 기간(본고의 실증분석에서는 해당 월) 내에 이루어지는 정부의 환율결정 과정에 영향을 미치지 못하였던 것으로 가정되고 있음을 나타낸다. 이와 같은 가정이 어느 정도 현실적으로 적합한 가정인지에 대해서는 의문의 여지가 있을 수 있다. 그러나 경상수지에 대한 통계가 월별로 집계되며 이번 달의 경상수지는 다음 달 초에나 가용해진다는 점은, 정부의 환율결정 과정에 당해 월의 경상수지 변동이 큰 영향을 미치기 어려웠음을 시사하는 부분인 것으로 보이며, 1980년대 이후 1990년대 초반까지의 환율결정과정을 실증분석한 Cho(1996)는 우리나라의 환율결정이 경상수지 변동에 대해 상당한 시차를 두고 반응했음을 보이고 있다.

물론 전월의 경상수지 변동은 다음 월의 환율결정에 영향을 미칠 수 있으며, 이와 같은 부분은 아래의 실증분석에서 경상수지의 시차변수가 환율추정식에 포함됨으로써 반영되어 있다.

이와 같은 가정하에서 자본자유화 이전의 우리나라 외환시장은, 전월까지의 정보를 기초로 정부가 환율을 결정하고, 이에 대해 경상수지가 내생적으로 반응하여 결정되면, 경상수지를 보전하기 위해 자본유출입이 수동적으로 조정되어 외환시장의 균형(즉, 경상수지 흑자 = 순자본유출)을 이루는 모습으로 상정되어 있다. 이처럼 환율이 단기적으로나마 외생적으로 결정되는 시장에서는, 환율변동에 따른 균형 경상수지의 변동을 추적함으로써 경상수지 곡선의 기울기를 식별할 수 있다.

1980년대 이후 우리나라의 환율제도가 고정환율제도는 아니었으나, 1990년까지는 외환집중제하에서 정부가 환율을 매일 고시하였다. 1990년대에는 부분적인 외환자유화가 이루어지면서 환율제도도 “시장평균환율제도”가 도입되었으나, 1997년 외환위기가 발생하기 이전까지 외환거래는 상당 부분 정부의 통제하에 있었으며, 환율도 정부의 상시적인 시장개입에 의해 관리되어 왔던 것으로 이해되고 있다. 상시적인 외환시장개입은 주어진 환율을 유지하기 위해 단기적인 경상수지 변동에 따라 자본거래의 일부인 외환보유액 변화가 수동적으로 발생한 것으로 해석될 수 있다.

이렇게 추정된 경상수지 곡선의 기울기는 자본자유화 이후의 외환시장을 식별하기 위해 활용된다. 즉, 본 연구에서는 경상수지 곡선의 기울기가 자본유출입 자유화라는 구조 변화에 급격하게 영향 받지 않았을 것이라는 가정을 사용하고자 한다. 이 가정은, 1997년 12월의 급격한 자본시장 개방과 전격적인 완전변동환율제도의 도입이 기본적으로 금융시장과 관련된 것이라는 점을 반영하는 것으로서, 이러한 제도변화가 시장의 환율결정 메커니즘과 자본유출입 행태에 구조적 변화를 촉발하였을 것으로 보이나, 환율변동에 실물거래가 반응하는 구조는 그처럼 급격히 변화되어야 할 선험적 이유가 크지 않을 수 있음을 반영한 것이다. 이처럼 경상거래의 행태에 큰 변화가 없다는 가정 하에서는, 경상수지 곡선의 독립적 이동에 의해 촉발되는 균형 환율 및 균형 경상수지의 동시적인 변동을 추적함으로써 자본유출입 곡선의 기울기를 식별해 낼 수 있다.

물론 우리나라의 교역국 구성, 교역 재화 구성, 자유 무역 협정 체결, 관세 감소 등과 같이 경상수지의 환율에 대한 반응도를 구조적으로 변화시킬 수 있는 여러 요인들을 생각해 볼 수 있다. 그러나 본고에서는 1997년 12월을 기점으로 발생한 전격적인 자본시장 개방과 자유변동환율제도의 도입과 같은 급격한 구조변화가 경상거래와 관련하여 나타나지는 않은 것으로 가정하고 있으며, 경상거래와 관련된 구조변화는 보다 점진적으로 발생하였을 가능성이 높은 것으로 상정하고 있다. 이에 대해서는 제 4절에서 추가적으로 논의하고자 한다.

2.3  SVAR 모형에서의 식별

본 연구에서는 이상에서 설명된 외환시장 모습을 SVAR 모형을 통해 추정하고자 한다. 가 환율의 1차 차분 과 경상수지로 구성된 벡터를 나타낸다고 할 때, 축약형VAR 모형은

(1)

으로 표시된다. 여기에서 계수행렬 와 축약형 잔차(reduced‐form residual) 벡터 는 쉽게 추정될 수 있으나, 추정된 축약형 잔차를 앞에서 설명된 구조적 충격으로 분해하기 위해서는 추가적인 과정이 필요하다. 우선 순자본유출 곡선을 이동시키는 금융충격 과 경상수지 곡선을 이동시키는 실물충격 로 구성된 구조충격(structural shock) 벡터 가 축약형 잔차와

(2)

의 관계를 갖는다고 하면, 행렬 에 포함되어 있는 원소들은 경제구조에 대한 모수(parameter)로서의 의미를 내포하게 된다. 즉, 은 금융충격이 환율에 미치는 단기적 영향()을 나타내는 반면, 은 동일한 금융충격이 경상수지에 미치는 단기적 영향()을 나타낸다. 마찬가지로 와 는 실물충격이 환율과 경상수지(혹은 순자본유출)에 미치는 단기적 영향( 및 )을 각각 나타낸다.

그러나 행렬 의 식별을 위해서는 구조충격들간의 상관계수가 0이라는 조건과 구조충격 각각의 정규화(normalization) 과정에서 파생되는 총 3개의 조건에 더하여 1개의 추가적인 조건이 필요하다. 앞에서 설명된 바와 같이 본 연구에서는, 자본자유화 이전인 1997년까지의 기간과 완전한 자본자유화가 이루어진1998년 이후의 기간에 대해 각각 상이한 식별조건을 부과하고자 한다. 우선 자본자유화 이전의 기간에 대해서는 환율이 외생적으로 결정되었다는 가정이 사용되는데, 이는 이라는 식별조건을 부과하는 것이다. 이러한 식별조건 하에서 경상수지의 환율에 대한 단기적인 반응도(경상수지 곡선 기울기의 역수)는 동일한 금융충격에 대한 균형환율 변동과 균형경상수지 변동의 상대적 크기, 즉 로 추정된다. 다음으로 이렇게 추정된 경상수지 곡선의 기울기는 자본자유화 이후의 기간에 대해 순자본유출의 환율에 대한 반응도(순자본유출 곡선 기울기의 역수), 즉 동일한 실물충격에 대한 균형환율 변동과 균형경상수지 변동의 상대적 크기 를 추정하는 데 활용된다.

이는 Cholesky Factorization을 의미한다.

한편, 국내외 자산이 불완전 대체재로서 순자본유출 곡선이 우하향할 경우()에는, 이론상 외환당국이 원화매도/외화매입(즉, 자본유출) 혹은 원화매입/외화매도(즉, 자본유입)를 통해 환율에 영향을 미칠 수 있게 된다. 이와 같은 외환시장 개입은 순자본유출 곡선의 이동에 해당하며, SVAR 모형을 통한 추정결과를 활용하면 환율에 영향을 미치기 위해 필요한 당국의 물량개입 규모를 시산해 볼 수도 있다. 즉, 경상수지 곡선과 순자본유출 곡선을 각각

외환시장 개입의 효과에 대한 종합적인 논의에 대해서는 Sarno and Taylor (2001) 참조하시오.

,

라고 할 경우, 균형환율

을 한 단위 변화시키기 위한 외생적인 순자본유출 규모, 즉 의 변화분은

로 계산된다. 따라서 경상수지와 순자본유출이 환율에 민감하게 반응할수록 단위 환율 변동을 위해 필요한 시장개입 규모는 증가한다.

Ⅲ. 추정

3.1 자료 및 변수

본 연구에서는 1980년 1월부터 2010년 4월까지의 환율 및 경상수지(=순자본유출) 월별 자료를 사용하였다. 30여년의 장기간에 걸친 표본기간을 대상으로 하고 있다는 점을 감안하여 회귀분석에서는 표준화된 환율과 경상수지 변수를 사용하였다. 즉, 환율변수로는 원/달러 환율과 같은 특정 명목환율 대신 다수의 교역대상국 환율과 물가를 감안한 실질실효환율을 사용하였으며, 경상수지는 해당월의 무역규모(수출입 금액의 합)로 나누어 표준화한 변수를 사용하였다. <그림 2>는 이렇게 구축된 두 변수의 시계열을 보여주고 있다. 그림에서 쉽게 알 수 있는 바와 같이, 두 변수는 매우 밀접한 상관관계를 갖고 있으며, 외환위기 이후 환율의 변동성은 크게 확대되었다.

환율은 월 평균 환율을 사용하였다.

본고에서 사용된 실질실효환율은 KDI가 제공한 자료로서, 12개 교역대상국(미국, 영국, 중국, 프랑스, 독일, 홍콩, 호주, 이탈리아, 일본, 네덜란드, 싱가폴, 대만)의 환율과 소비자물가를 각 국의 교역비중으로 가중평균하여 구해지고 있다. 한편, 외환위기 이전의 기간에 정부가 외생적으로 환율을 관리해 왔다는 가정을 감안할 때, 물가가 포함된 실질실효환율을 외생적인 환율변수로 사용하는 데에는 무리가 있음이 사실이다. 이에 대해서는 원/달러 환율을 직접 사용하는 모형의 추정결과를 제시하는 다음 절에서 보다 자세히 논의하고자 한다.

두 변수의 상관관계는 0.65에 이르고 있다.

한편 실제 SVAR 추정에서는 실질실효환율에 로그를 취한 변수를 사용함으로써 변수의 단위 변동이 퍼센트 변화를 나타내도록 하였다. 즉, 전 절의 변수 는 로그‐실질실효환율, 는 무역액 대비 경상수지 비율로 정의된다. 표준적인 단위근 검정결과, 경상수지 변수 는 단위근이 없는 것으로 나타난 반면 환율 변수 에 대해서는 단위근이 존재하는 것으로 나타나, 환율에 대해서는 차분변수를 사용하는 한편 경상수지에 대해서는 수준변수를 사용하였다.

단위근 검정방법으로는 ADF‐test를 사용하였으며, 시차변수의 갯수는 자동으로 선택하도록 하였는 바, 0~2에서 선택되었다. 환율은 전체 표본구간과 외환위기 이전 및 이후의 각 구간에 대해 모두 단위근이 존재한다는 귀무가설을 기각하지 못하였으며, 경상수지는 전체 표본구간 및 외환위기 이후의 기간에 대해서는 단위근이 존재한다는 귀무가설을 기각할 수 있었으나, 외환위기 이전의 기간에 대해서는 귀무가설을 기각하지 못하는 것으로 나타났다.

< Figure 2 > Real Effective Exchange Rate and Current Account

3.2 추정결과

축약형 모형의 추정을 위해 3개월, 6개월 및 12개월까지의 시차변수를 사용해 보았으나, 주요 결과에 거의 변화가 없었다. 따라서 이하에서는 3개월의 시차변수를 사용한 결과를 중심으로 논의하고자 한다.

<표 1>은 1997년까지의 기간과 1998년 이후의 기간에 대해 각각 축약형 모형과 구조충격 모수(parameter)를 추정한 결과를 보고하고 있다. 축약형 모형의 추정결과, 경상수지는 1~3개월에 이르는 자신의 시차변수에 반응하는 것으로 나타나고 있어, 경상수지의 조정이 비교적 완만하게 이루어지고 있음을 시사하고 있다. 1차 차분변수를 사용한 환율의 경우에도, 자신의 전월 시차변수에 비교적 민감하게 반응하고 있는 것으로 나타나고 있다. 특히 외환위기 이전의 기간에는 전월 시차변수의 계수가 거의 1에 가까운 것으로 추정되고 있어, 전월에 환율이 상승(하락)했을 경우 다음 월에도 비슷한 정도의 환율 상승(하락)이 있었음을 알 수 있다. 이러한 환율변동의 지속성(persistence)은 외환위기 이후 크게 축소되었다. 대신, 외환위기 이전에는 경상수지의 시차변수가 환율변화에 거의 영향을 미치지 못했던 것과는 달리, 외환위기 이후에는 경상수지의 시차변수가 환율에 미치는 영향이 상대적으로 커진 것으로 나타나고 있다.

< Table 1 > SVAR Estimation Results

Period	1980:1~1997:12		1998:1~2010:4
Constant	0.16 (0.17)	0.04 (0.33)	0.41 (0.25)	0.40 (0.36)
	0.94** (0.11)	‐0.05 (0.22)	0.38** (0.06)	0.23* (0.09)
	‐0.15 (0.13)	0.23 (0.25)	‐0.16* (0.06)	0.01 (0.09)
	0.02 (0.12)	‐0.15 (0.24)	‐0.05 (0.05)	0.03 (0.08)
	0.03 (0.04)	0.44** (0.07)	‐0.08 (0.05)	0.52** (0.08)
	‐0.02 (0.04)	0.21** (0.07)	‐0.16* (0.07)	0.17 (0.09)
	‐0.02 (0.04)	0.22* (0.07)	0.11 (0.06)	0.19* (0.07)
R2	0.28	0.65	0.38	0.68
	2.36** (0.11)		2.18** (0.13)
	0		‐0.53** (0.18)
	1.26** (0.32)		1.16
	4.51** (0.22)		3.01** (0.20)

Note: Numbers in parentheses are standard errors.  * and ** indicate that the estimates are significant at 5% and 1% levels, respectively.

한편 구조충격 모수들은 모두 통계적으로 유의한 것으로 추정되었다. 우선 외환위기 이전의 기간에 대해 금융충격(이 기간의 경우 환율상승 충격)은 해당 월의 경상수지를 증가시키는 것으로 나타났다(>0). 보다 구체적으로, (실질실효)환율 1% 상승은 해당 월의 경상수지를 무역액의 0.53%p(=1.26/2.36; 2010년 기준 4억달러) 내외 증가시키는 것으로 추정되었다. 이 경상수지 곡선의 기울기를 사용하여 추정된 1998년 이후의 기간에 대해서는, 경상수지를 증가(>0)시키는 방향의 실물충격이 환율을 하락(<0)시키는 것으로 추정되어 외환위기 이후 순자본유출 곡선이 우하향하는 것으로 나타났다. 추정결과에 의하면, 1%의 (실질실효)환율 상승이 해당 월의 순자본유출을 무역액의 5.68%p(=3.01/0.53; 2010년 기준 40~45억달러) 정도 억제하는 것으로 나타나 자본유출입이 경상거래에 비해 환율에 10배 이상 민감하게 반응하는 것으로 추정되고 있다.

이렇게 추정된 순자본유출 곡선의 기울기는 다양한 함의를 내포하고 있다. 우선 환율상승이 추가적인 환율상승 기대를 촉발하여 자본유출을 촉진시킨다는 자기실현적인 환율결정 가설()은 지지받지 못하고 있다. 아울러 순자본유출 곡선이 수평선이라는 귀무가설()을 기각할 수 있다는 점은, 원화자산이 적어도 아직까지 외화자산의 완전대체재라고 하기는 어렵다는 점을 시사하고 있다. 그럼에도 불구하고 위에서 추정된 순자본유출 곡선의 기울기는, 우리나라의 외환시장도 직접적인 물량개입을 통해 환율을 인위적인 수준으로 유지하기는 상당히 어려울 정도로 자본유출입이 탄력적임을 시사하고 있다. <표 1>에서 추정된 결과를 그대로 사용할 경우, 여타 조건에 변화가 없는 상태에서 물량개입만으로 1개월 동안 환율을 10% 변화시키기 위해 필요한 외환시장 개입규모는 월간 무역액의 62.1%(=(0.53+5.68)×10%), 즉 2010년 기준 450억 달러 이상에 이르고 있다는 점을 시사한다.

물론 외환당국의 시장개입이 환율에 미치는 영향이 직접적인 물량개입을 통해서만 나타나는 것은 아닐 수 있다. 이에 대한 논의와 외환위기 이전 우리나라의 외환시장 개입효과에 대한 분석을 위해서는 이승호·이영섭·최창호 (1997) 참조하시오.

한편 <그림 3>은 외환위기 이후의 기간 동안 구조충격에 대한 각 변수의 5년간 누적반응함수 추정결과를 95% 신뢰구간과 함께 보여주고 있다. 여기에서 가장 흥미로운 부분은 금융충격에 대한 환율의 누적 반응이다. 즉, 금융충격은 단기적으로 환율변동에 매우 큰 영향을 미치나, 그 효과는 점진적으로 축소되어 2년 정도의 기간이 경과한 이후에는 통계적인 의미를 부여하기 어려운 것으로 나타나고 있다. 이와 같은 추정결과가 외환시장 개입의 효과에 대한 위에서의 논의에 대해 시사하는 바는, 막대한 규모의 비용을 수반한 외환시장 개입의 효과가 단기적으로 나타난다고 하더라도, 그 효과를 수개월간 지속시키기는 더욱 어렵다는 것이다.

본 연구의 주된 관심이 1998년 이후의 기간에 있으므로 대체로 유사한 결과를 보이고 있는1997년 이전의 기간에 대한 결과는 별도로 보고하지 않고 있다.

이와는 대조적으로 실물충격은, 단기적으로 환율에 미치는 영향이 상대적으로 미미하나 시간이 경과할수록 효과가 확대되면서 통계적으로도 유의한 영향력을 유지하는 것으로 나타나고 있다. 즉, 단기적으로는 금융시장에 발생하는 충격이 환율에 절대적인 영향을 미치나, 중장기적으로는 실물시장에 미치는 충격이 더욱 중요해지는 것으로 나타나고 있다. 한편 경상수지는 금융충격과 실물충격 모두에 대해 영향을 받으나, 실물충격의 효과가 더욱 큰 것으로 나타난다.

< Figure 3 > Accumulated Responses to Financial and Real Shocks

Note: Solid lines are the responses to one‐standard‐deviation shocks, and dotted lines are 95% confidence intervals.

<그림 4>에 보고되고 있는 분산분해 결과는 <그림 2>의 충격반응함수 결과를 통해 어느 정도 추측이 가능한 부분이다. 즉, 환율 예측오차의 분산은 단기적으로 금융충격에 주로 기인하나, 1년 정도의 기간이 경과한 후에는 실물충격이 환율결정에 보다 중요한 역할을 하기 시작하여 장기적으로는 실물충격에 의한 효과가 금융충격에 의한 효과를 압도하고 있다. 한편 경상수지의 경우에는 단기와 장기 사이에 이 정도로 극적인 반전이 나타나지는 않고 있으며, 전반적으로 금융충격에 비해 실물충격이 보다 중요한 역할을 하고 있는 것으로 보인다.

< Figure 4 > Variance Decomposition of the Exchange Rate and Current Account

Ⅳ. 식별조건에 대한 추가적인 논의

이상의 추정결과를 도출함에 있어 본 연구에서 사용된 가장 중요한 가정들은 (1) 외환위기 이전에는 해당 월의 환율을 정부가 외생적으로 관리하였다는 것과, (2) 위기 이후에도 경상수지의 환율에 대한 내생적 반응 정도에는 변화가 없다는 것이었다. 이하에서는 이 두 가정 각각의 타당성에 대해 추가적으로 검토해 보고자 한다.

4.1 실질실효환율과 원/달러 환율

우선, 외환위기 이전의 기간에 우리나라 정부는 실질실효환율보다 원/달러 명목환율을 결정하였다고 보는 것이 보다 합리적인 가정일 수 있다. 즉, 실질실효환율을 구성하는 다수의 제 3국 환율들과 물가지수 등은 대부분 우리나라 정부의 통제를 벗어나 있는 변수들로서, 실질실효환율 전체를 정부가 외생적으로 결정하였다는 가정에는 상당한 무리가 있을 수 있다.

따라서 본 연구에서는 실질실효환율 대신 원/달러 명목환율을 직접 사용한 모형도 추정해 보았다. 축약형 모형의 추정결과는 전절에서 실질실효환율을 사용하여 추정한 결과와 매우 유사한 것으로 나타나, 지면의 제약을 고려하여 <표 2>는 본 연구의 핵심 주제라고 할 수 있는 행렬 의 추정결과만을 보고하였다. 우선 경상수지의 환율탄력성이 0.67(=1.52/2.27) 혹은 0.84(=1.72/2.04)로 추정되어, 실질실효환율을 사용하였을 경우(0.53)에 비해 다소 커지는 것으로 나타나고 있다. 반면 순자본유출의 환율탄력성은 3.26(=2.82/0.80) 혹은 2.84(=2.70/0.95)로 나타나고 있어, 실질실효환율을 사용하였을 경우(5.68)에 비해 작게 추정되고 있다.

< Table 2 > SVAR Estimation Results (Using the won/dollar exchange rate)

기간	1980:1~1997:12	1998:1~2010:4
	1.61 (0.08)	2.27 (0.13)
	0	‐0.80 (0.19)
	1.08 (0.32)	1.52
	4.54 (0.22)	2.82 (0.21)

Note: Numbers in parentheses are standard errors, and all of the estimates are significant at a 1% level.

이처럼 추정치의 크기에는 어느 정도의 차이가 존재하나, 질적인 측면에서의 추정결과는 실질실효환율을 사용한 결과와 대동소이한 것으로 보인다. 즉, 경상수지 곡선은 여전히 우상향하는 반면 순자본유출 곡선은 우하향하고 있으며, 각 모형의 추정결과를 바탕으로 구성된 충격반응함수 및 분산분해 결과도 거의 유사하게 나타나고 있다. <그림 5>에 보고된 누적 충격반응함수 결과는, 장단기 충격반응의 모습과 크기, 그리고 금융충격만이 장기적으로 환율에 영향을 미치지 못한다는 결과까지 모두 전 절의 결과와 거의 유사한 것으로 나타나고 있다.

이와 같은 결과는 우리나라 실질실효환율의 단기적인 변동이 대부분 원/달러 명목환율변동에 기인하고 있기 때문인 것으로 보인다. 물론 장기적인 관점에서는 상대적인 인플레이션 격차 등이 실질실효환율에 미치는 영향이 큰 것으로 나타나나, 월별 실질실효환율 변동의 대부분은 원/달러 명목환율의 변동에 기인한다고 볼 수 있다. 실제 로그 1차차분으로 표현된 실질실효환율과 원/달러 환율의 상관관계는 0.884로 나타나고 있으며, 특히 환율의 변동이 컸던 외환위기 이후의 기간에 대해서는 두 변수의 상관관계가 0.931(외환위기 이전 기간은 0.847)에 이르는 것으로 나타나, 사실상 두 변수는 단기적인 월간변동이라는 차원에서 볼 때 큰 차이가 없는 변수인 것으로 보인다.

< Figure 5 > Accumulated Responses (Using the won/dollar exchange rate)

Note: Solid lines are the responses to one‐standard‐deviation shocks, and dotted lines are 95% confidence intervals.

4.2 외환위기 이후 경상수지의 환율 탄력성

다음으로 중요한 식별조건은 외환위기를 전후한 경상수지의 환율 탄력성에 변화가 없다는 것이다. 제2절에서 기술된 바와 같이, 본 연구에서는 외환위기를 전후하여 금융시장에 발생한 전격적인 자본거래의 완전자유화와 완전자유변동환율제도의 도입과 같은 정도의 급격한 구조변화가 대외 실물거래와 관련하여서는 발생하지 않은 것으로 상정하고 있다. 그러나 기존의 계량분석 연구들은 외환위기 이후 경상수지의 환율에 대한 반응도가 약해진 것으로 보고하고 있다. 실제 <그림 2>에서도 어느 정도 알 수 있듯이, 무역액 대비 경상수지 변수를 로그‐실질실효환율에 단순회귀분석할 경우 그 계수는 외환위기 이전 0.52에 이르렀으나 외환위기 이후에는 절반 수준인 0.25로 축소된 것으로 추정된다.

예를 들어, 김현욱·이항용(2009)은 외환위기 이후 수출가격의 환율전가도가 크게 낮아졌음을 지적하고, 변동환율제도 도입에 의한 환율변동성 확대가 하나의 원인일 수 있음을 보이고 있다.

이에 대해 본 연구에서는, 자유변동환율제도 도입에 따라 환율이 내생화됨에 따라, 경상수지를 환율에 단순회귀분석할 경우 동시성 편의(simultaneity bias)에 의해 해당 계수가 과소추정될 수 있다는 점을 지적하고자 한다. 즉, 전절의 식 (2)에 의할 때

와

가 성립하며, 를 에 회귀분석한 OLS 추정치는

로 표현될 수 있다. 이 때, 외환위기 이전과 같이 라는 조건이 성립할 경우에는 (즉, 환율을 단기적으로 외생변수로 간주할 수 있는 경우에는) 이 추정이 경상수지의 환율 탄력성(=)의 불편추정치가 될 수 있으나, 순자본유출 곡선이 우하향()하는 외환위기 이후의 경우에는 OLS 추정치가 실제 경상수지의 환율탄력성을 과소추정하게 된다. 즉,

(3)

이 성립되며, 환율에 대한 경상수지의 실제 반응도가 변화하지 않았더라도 회귀분석 계수추정치는 작아진 것으로 나타날 수 있다는 것이다.

<표 1>의 추정치를 식 (3)에 대입하여 계산할 경우 OLS 추정치는 0.19로 계산되어, 경상수지의 환율탄력성 0.52에 비해 OLS 추정치가 크게 과소추정될 수 있음을 시사하고 있다.

따라서 본 연구에서는 내생변수들의 단기적 상호관계에 대해 제약을 부여하지 않은 상태에서, 장기제약을 활용한 SVAR 모형도 추정해 보았다. <표 3>은 외환위기 이후의 기간에 대해 금융충격이 장기적으로 실질실효환율에 영향을 미치지 못한다는 식별조건을 사용한 SVAR 모형 추정결과를 보고하고 있다. 원/달러 명목환율을 사용하였을 경우와 마찬가지로, 환율에 대한 경상수지의 단기 탄력성(0.89=1.79/2.01)이 다소 크게 추정되고 순자본유출의 단기 탄력성(2.67=2.67/1.00)이 다소 작게 추정되었으나 질적인 측면에서의 추정결과는 전 절의 추정결과와 유사한 것으로 나타난다. 여전히 경상수지 곡선은 우상향하는 반면 순자본유출 곡선은 우하향하고 있으며, <그림 6>에 보고된 충격반응함수의 모습도 전 절에 보고된 <그림 3>과 매우 유사하다.

< Table 3 > SVAR Estimation Results (Using a Long‐run Restriction: After 1998)

Short‐run		Long‐run
(=)	2.01 (0.12)		0
(=)	‐1.00 (0.10)		‐3.58 (0.20)
(=)	1.79 (0.17)		15.61 (0.91)
(=)	2.67 (0.21)		14.95 (1.55)

Note: Numbers in parentheses are standard errors, and all of the estimates are significant at a 1% level.

이처럼 모형의 단기반응과 관련된 모수의 값이나 부호에 사전적인 제약을 부과하지 않은 상태에서 추정된 행렬 의 구성요소 추정치가 제3절의 결과와 대부분 유사하게 나타나고 있다는 사실은, 외환위기 이후의 외환시장에 대한 본 연구의 추정결과가 단기반응함수에 대한 제약에 의해 인위적으로 생성된 결과가 아닐 수 있음을 시사하고 있는 것으로 보인다. 특히, 경상수지의 단기적인 환율반응도가 외환위기 이전에 비해 오히려 다소라도 크게 추정되고 있다는 점은, 외환위기 이후에도 경상수지의 단기적인 환율탄력성이 크게 변화하지 않았을 수 있음을 나타내는 것으로 해석된다. 즉, 전 절에서는 모형의 단기반응에 대한 가정 하에서 금융충격이 장기적으로 환율에 큰 영향을 미치지 못한다는 추정결과가 나타난 반면, 본 절에서는 금융충격이 장기적으로 환율에 미치는 영향이 0이라는 가정 하에서 추정된 모형의 단기반응이 본 연구의 가정과 크게 다르지 않은 것으로 나타나고 있다.

< Figure 6 > Accumulated Responses (Using a Long‐run Restriction)

Note: The lines are the responses to one‐standard‐deviation shocks,

Ⅴ. 외환위기 이후 우리나라 외환시장 변동에 대한 해석

이상에서 설명된 SVAR 모형을 활용하면 실제 발생했던 환율과 경상수지의 변동을 각각 금융충격 요인에 의한 부분과 실물충격 요인에 의한 부분으로 분해해 볼 수 있다. <그림 6>과 <그림 7>은 제 3절에서의 추정결과를 사용하여 (실질실효)환율과 (무역액 대비) 경상수지에 미친 구조적 충격 요인의 효과를 각각 보고하고 있다.

이는 환율과 경상수지의 변동이 각각 해당 기간과 그 이전에 발생한 구조적 충격의 선형함수로 분해될 수 있다는 Wald Decomposition을 의미하는 것이다.

< Figure 6 > Effects of Structural Shocks on the Exchange Rate (%)

< Figure 7 > Effects of Structural Shocks on Current Account (%p)

환율변동에 미친 효과가 비교적 완만한 변화를 보이고 있는 데 반해 경상수지에 미친 효과가 높은 변동성을 보이는 것은, 환율의 경우 1차 차분으로 VAR가 구성되어 수준 변수에 대한 효과는 차분변수에 대한 과거 기간의 효과들이 누적되어 나타나는 반면, 경상수지는 수준변수로 VAR가 구성되고 있어 변동성이 높은 충격의 효과가 보다 직접적으로 나타나는 데에 기인한다. 그러나 충격반응함수 추정결과에서 추측되는 바와 같이, 금융충격은 환율과 경상수지에 같은 방향으로 영향을 미치는 반면, 실물충격은 환율과 경상수지에 반대 방향으로 영향을 미쳐 왔다는 점은 쉽게 인지할 수 있다.

실제 외환시장에는 금융충격 혹은 실물충격으로 해석될 수 있는 수많은 충격들이 존재하고 있어 <그림 6>과 <그림 7>에서 식별된 충격반응을 특정 사건과 연결시켜 해석하기에는 무리가 따를 수 있다. 그와 같은 한계에도 불구하고 이 그림들에 나타난 결과들은 실제 우리나라 외환시장의 역사를 이해하는 데에 많은 시사점을 주는 것으로 보인다.

우선 금융충격의 경우, 1998년 중반, 2000년 말, 2003년 말 및 2008년 말에 급격한 자본유출 충격이 있었던 것으로 나타나고 있다. 1998년 중반에는 러시아 모라토리엄이 발생하며 국제금융시장이 동요하던 시기였으며, 2000년 말에는 전세계적인 IT버블 붕괴에 따라 국제금융시장이 크게 경색되었던 시기이다. 한편 2003년 말에는 우리나라 정부의 대규모 달러매입 외환시장 개입이 있었으며, 2008년 말에는 Lehman Brothers의 파산과 함께 전 세계 금융시장이 공황상태에 빠져들었던 시기이다. 즉, 국제금융시장이 불안해질 때 (그리고 대규모 시장개입이 있을 때) 우리나라 외환시장에서는 환율상승과 경상수지 흑자 확대 압력이 나타났었던 것으로 보인다.

한편 실물충격의 경우, 1998년에 급격한 하락(절상)압력을 받은 후 2000년대 초반에 압력이 해소되는 과정을 겪었으며, 2003년 이후 다시 점진적인 하락압력이 발생하였으나 2008년 이후에는 급격한 상승(절하)압력을 받은 것으로 나타나고 있다. 이와 같은 모습은 대체로 우리나라 내수변동에 따른 수입수요 변동과 세계경제 상황에 의존하는 수출수요 변동의 상대적 모습과 관련이 큰 것으로 보인다. 즉, 1998년에 발생한 우리나라의 급격한 내수위축은 수입수요의 급감을 통해 경상수지 흑자를 확대시키는 동시에 환율을 하락시키는 요인으로 작용하였으나, 이후의 경기회복 과정에서 이와 같은 압력이 어느 정도 해소되었던 것으로 보인다. 그러나 2003년에 발생한 이른바 카드사태 이후 내수가 다시 위축됨에 따라 경상수지 흑자확대 및 환율하락 압력이 재현되었으나, 2008년부터 발생한 세계경제 위축에 따른 수출수요 감소로 이와 같은 압력이 급격히 반전되었던 것으로 해석된다. 아마도 2008년에 발생한 급격한 실물충격의 상당 부분은 유가급등에 따른 교역조건 악화에도 기인하였을 것으로 보인다.

이와 같은 해석들을 종합하여 외환위기 이후의 우리나라 외환시장 상황을 역사적 관점에서 재조명해 본다면 다음과 같이 기술될 수 있을 것으로 보인다. 우선 1998년에는 국제금융시장의 경색에 따라 10% 이상의 환율상승 압력이 발생하였으나, 극심한 내수위축에 의한 환율하락 압력이 이를 거의 상쇄했던 것으로 보인다. 두 요인은 모두 1998년의 경상수지 흑자를 크게 확대시키는 요인으로 작용하였다. 이와 같은 대규모 경상수지 흑자는, 1999~2000년의 기간 동안 국내경기의 회복과 국제금융시장 안정에 따른 환율의 안정으로 점진적으로 축소되는 과정에 있었다. 그러나 2001년에 발생한 IT버블 붕괴라는 국제금융시장의 충격은 일시적으로 환율을 다시 상승시키는 요인으로 작용하였다. 2002년 들어 국제금융시장이 안정되면서 금융시장에서는 환율상승 압력이 해소되고 있었으나, 반대로 실물시장에서도 카드버블로 불리는 내수확장 지속에 따라 이전까지의 환율하락 압력이 해소되면서 환율에 큰 변동을 야기하지 않았다. 두 요인은 모두 2002년의 경상수지 흑자를 축소시키는 요인으로 작용하였다. 2003년에는 내수침체에 따라 경상수지 흑자가 확대되면서 환율하락 압력이 나타나기 시작하였으나, 2003년 말부터 시작된 외환시장 개입에 따라 환율하락은 상당 기간 저지되었으며, 그 결과 경상수지 흑자는 더욱 확대되는 계기가 마련되었다. 외환시장 개입이 중단된 2004년 말 이후 금융시장에서는 환율하락 압력이 발생하였으며, 실물시장에서도 2007년까지 세계경제 호황에 따른 경상수지 흑자확대 및 환율하락 요인이 축적되면서 환율은 크게 하락하였다. 그러나 이와 같은 상황은 2008년에 급격히 반전되었다. 즉, 유가가 급등하고 세계경제가 침체되면서 실물시장에서 경상수지 흑자 감소 및 환율상승 압력이 나타나기 시작하였다. 2008년 9월에 마침내 발생한 세계금융시장의 공황은 급격한 환율상승을 발생시키는 계기를 제공하였으며, 곧이어 발생한 세계 실물경제의 급락은 환율을 추가적으로 급등시키는 요인으로 작용하였다. 2009년 들어 금융시장 요인에 의한 환율상승 압력이 점차 해소되면서 환율이 하락하였으나, 실물요인에 의한 환율상승 압력은 충분히 해소되지 않은 채 지속되고 있는 것으로 나타나고 있다.

이상에서 설명한 바와 같이, 환율 및 경상수지 변동의 분해과정에서 나타난 금융충격과 실물충격은 각각 당시 금융시장 및 실물경제의 상황을 비교적 잘 설명하고 있는 것으로 판단된다. 그리고 이와 같은 관찰은 본 연구에서 사용된 식별조건들이 어느 정도 현실적일 수 있음을 시사하고 있는 것으로 보인다.

Ⅵ. 요약 및 결론

본 연구는 자본유출입이 자유화되고 완전 변동환율제도가 도입된 외환위기 이후의 우리나라 외환시장을 분석하였다. 특히, 환율이 정부에 의해 외생적으로 관리되었던 외환위기 이전과 달리, 외환위기 이후에는 금융시장(순자본유출 곡선)과 실물시장(경상수지 곡선)이 상호작용하여 환율과 경상수지(=순자본유출)가 동시에 결정되는 외환시장을 상정하고, 이를 SVAR모형을 통해 추정하였다.

추정 결과, 우리나라의 환율은 단기적으로 금융시장 변동에 큰 영향을 받는 것으로 나타나고 있으나, 금융시장 요인에 의한 효과는 장기간 지속되지 못하며 궁극적으로는 실물시장 요인이 환율을 결정하는 것으로 나타나고 있다. 한편, 단기적으로 자본유출입은 환율에 큰 영향을 미치는 요인임과 동시에 환율변동에 영향을 받는 내생변수인 것으로 나타나고 있다. 즉, 환율 상승이 자본유출을 억제하는 요인으로 작용하는 것으로 추정되고 있어, 환율상승이 추가적인 환율상승 기대를 촉발하여 자본유출을 더욱 촉진시킨다는 자기실현적 가설이 우리나라 외환시장에 일반적으로 적용된다고 상정하기는 어려운 것으로 보인다. 동시에 순자본유출 곡선의 기울기가 우하향하는 것으로 추정되고 있어, 국내외 자산이 완전대체재라는 가설도 기각되고 있다. 그럼에도 불구하고 우리나라 외환시장에서의 자본유출입은 환율변동에 매우 탄력적이어서 직접적인 물량개입을 통해 환율에 영향을 미치기 위해서는 막대한 규모의 외환거래가 필요로 할 것으로 추정되며, 그 효과를 지속시키기는 더욱 어려운 것으로 나타나고 있다.

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