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1 한국의자연실업률 추정방법비교연구 신석하 조동철 한국개발연구원

2 발간사 한경제의현재상태를평가하고이를기반으로경제정책의방향을수립하고자할때기준점이되는것이그경제의균형수준이다. 자연실업률은노동시장측면에서한경제의균형수준을측정하는지표로널리사용되고있다. 우리경제는외환위기를전후하여실업률의급격한변동을겪었으며, 현재도외환위기이전기간에비해상대적으로높은수준의실업률을경험하고있다. 과연현재의실업률이우리경제의구조변화에기인한자연실업률상승의영향으로높은수준을유지하고있는것인지, 아니면외환위기이후자연실업률은높아지지않았음에도현재의경기침체의영향으로실업률이일시적으로높아진것인지판단하는것은실업과관련된정부정책의방향을설정하는데중요한문제이다. 그동안정책적목적에서활용할만큼자연실업률에대한연구가충분히이루어지지않았던점을감안하면, 본연구는다양한추정방식을검토하여추정방식간의장단점을비교하고, 추정결과가내포하는불확실성을제시함으로써추정결과를판단할수있는근거를제공하여정책수립에도움을줄수있을것으로기대한다. 또한고용사정의악화로고용창출이정책목표의우선순위로떠오르고있는상황에서본연구가자연실업률추정방법에대한논의를제공함으로써이후노동시장제도및경제구조의변화와관련된연구의기초를제공할수있을것으로기대한다. 저자들은귀중한조언과건설적비판을아끼지않은본원의동료박사들에게깊은감사를표하고있다. 또한통계자료의처리에도움을준유종만연구원과원고를마무리하는데도움을준고현숙연구행정원에게도감사를표하고있다.

3 끝으로본보고서에제시된의견은저자들의개인적인의견이며본원의공식견해가아님을밝히고자한다. 2003년 12월한국개발연구원원장김중수

4 목차 발간사요약 1 제 1 장서론 5 제2장자연실업률의개념, 결정요인, 추정방법및국내선행연구 8 제1절자연실업률의개념 8 제2절자연실업률의결정요인 11 제3절자연실업률의추정방법 13 제4절국내선행연구 15 제3장순수시계열방법을이용한자연실업률추정 19 제1절실제실업률의시계열적특성 19 제2절추정방법및추정결과 HP필터 BN분해 단일변수비관측인자모형 27 제4장축약형모형을이용한자연실업률추정 31 제1절단순축약형모형을이용한추정결과 31 제2절다변수비관측인자모형의설정및추정방법 모형의구성 34

5 2. 동시성 (simultaneity) 의문제 확률추세및순환부분 기타 41 제3절다변수비관측인자모형에의한추정결과 42 제5장구조모형을이용한자연실업률추정 50 제1절구조 VAR모형의설정및추정방법 구조 VAR모형 모형의설정및추정방법 52 제2절구조 VAR모형에의한추정결과 56 제6장자연실업률추정방법의평가 66 제1절정확도 66 제2절추정기간에대한민감도 70 제 7 장결론 78 참고문헌 83 부록 87

6 표목차 < 표 1> 기간별실업률의기초통계량 20 < 표 2> 실업률에대한단위근검정 22 < 표 3> 다변수비관측인자모형추정결과 43 < 표 4> Johansen 공적분검정 ( 실업률, 국내총생산, GDP 디플레이터 )55 < 표 5> 구조 VAR모형의분산분해 59 < 표 6> 구조변화검정 60 < 표 7> 다변수비관측인자모형추정결과 ( 추정대상기간의변화 ) 74 < 표 8> 자연실업률추정방법비교 79 < 표 9> 자연실업률추정결과비교 81 < 부표 1> 국내총생산, GDP 디플레이터, 소비자물가의기초통계량 87 < 부표 2> GDP에대한단위근검정 88 < 부표 3> GDP 디플레이터에대한단위근검정 89 < 부표 4> 소비자물가에대한단위근검정 90

7 도목차 [ 그림 1] 문소상 (2003) 의자연실업률 16 [ 그림 2] 안주엽 전재식 (2000) 의자연실업률 16 [ 그림 3] 신관호 (2001) 의자연실업률 17 [ 그림 4] 신관호 (2001) 의실업률갭 17 [ 그림 5] 실업률 21 [ 그림 6] HP필터에의한자연실업률과실업률갭 25 [ 그림 7] BN분해에의한자연실업률과실업률갭 26 [ 그림 8] 단일변수비관측인자모형에의한자연실업률과실업률갭 28 [ 그림 9] Elmeskov방법에의한자연실업률 (NAWRU) 과실업률갭 33 [ 그림 10] 다변수비관측인자모형에의한자연실업률과실업률갭 46 [ 그림 11] 다변수비관측인자모형에의한자연실업률 ( σ v = 0.2, 0.3, 0.4) 48 [ 그림 12] 구조 VAR모형의충격반응함수 57 [ 그림 13] 구조 VAR모형에의한자연실업률과실업률갭 58 [ 그림 14] 구조 VAR모형의충격반응함수 ( 외환위기더미 ) 63 [ 그림 15] 구조 VAR모형에의한자연실업률과실업률갭 ( 외환위기더미 ) 64 [ 그림 16] 다변수비관측인자모형과구조 VAR모형 ( 외환위기더미 ) 의자연실업률비교 65 [ 그림 17] 단일변수비관측인자모형에의한자연실업률의 95% 신뢰구간 68 [ 그림 18] 다변수비관측인자모형에의한자연실업률의

8 95% 신뢰구간 68 [ 그림 19] 구조 VAR모형 ( 외환위기더미 ) 에의한자연실업률의 95% 신뢰구간 70 [ 그림 20] 다변수비관측인자모형에의한자연실업률과실업률갭 (1979: Ⅰ~ 1997: Ⅳ) 72 [ 그림 21] 다변수비관측인자모형에의한자연실업률과실업률갭 (1988: Ⅰ~ 2003: Ⅱ) 73 [ 그림 22] 구조 VAR모형에의한자연실업률과실업률갭 (1979: Ⅰ~ 1997: Ⅳ) 76 [ 그림 23] 구조 VAR모형 ( 외환위기더미 ) 에의한자연실업률과실업률갭 (1988: Ⅰ~ 2003: Ⅱ) 77 [ 부도 1] 국내총생산, GDP 디플레이터, 소비자물가 91 [ 부도 2] Elmeskov방법에의한자연실업률 (NAWRU) 과 HP필터에의한자연실업률비교 92 [ 부도 3] 구조 VAR모형의충격반응함수 (1979:Ⅰ~1997:Ⅳ) 93 [ 부도 4] 구조 VAR모형의충격반응함수 (1988:Ⅰ~2003:Ⅱ) 94

9 요약 본연구의목적은다양한자연실업률추정방법을비교평가하고, 이를기반으로한국의자연실업률을추정하는것이다. 자연실업률은한경제의균형상태를노동시장의측면에서파악할수있는지표로서, 경제정책의방향을설정하는데유용하게사용될수있음에도불구하고한국의경우이에대한연구가정책적목적에서사용될만큼충분히이루어지지않았던것으로사료된다. 기존국내연구들은대부분한가지의추정방법에의존하고있을뿐아니라, 제시되는상이한추정결과를평가할근거가없다는문제점이제기된다. 또한실제실업률과자연실업률간의차이로정의되는실업률갭이경기순환과상응하는모습을보여야하지만, 기존국내연구에서제시되는실업률갭은경기순환과무관한모습을보이는경우도관측되어자연실업률추정결과의적정성에의문이제기될수있다. 이러한점을감안하여본연구에서는순수시계열방법, 축약형모형을이용한방법, 구조모형을이용한방법등다양한추정방법을검토하여추정방법간상대적인장단점을비교함으로써추정결과에대한판단근거를제시하는한편, 추정된실업률갭이경기순환과의미있는관계를나타내는추정결과를얻기위하여추정과정의개선에주의를기울였다. 순수시계열방법은실업률의시계열적특성에대한모형을설정하고이를기반으로실업률의추세부분과순환부분을분리한후, 추세부분을자연실업률로사용하는방법이다. 순수시계열방법은추정과정이간단하다는장점은있지만자연실업률의추정이경제이론에기반을두지않

10 2 한국의자연실업률추정방법비교연구 고있을뿐아니라실업률이외의경제변수에포함된정보를추정에이용하지못하는단점이있다. 본연구에서는호드릭-프레스캇필터, 비버리지-넬슨분해, 단일변수비관측인자모형을검토하였다. 축약형모형을이용한방법은경제이론으로부터실업률과여타경제변수간의관계에대한행태식을유도한후이러한행태식을추정하여자연실업률을구하는방법이다. 현재실업률의통계적특성과필립스곡선을결합한모형이가장널리사용되고있는데, 자연실업률이관측되지않는변수이므로모형을상태공간모형으로전환한후칼만필터기법을이용하여추정하는다변수비관측인자모형이주로사용된다. 축약형모형을이용한방법은순수시계열방법과달리경제이론에기반을두고있으며실업률이외의여타경제변수도이용할수있다는장점이있지만, 단일행태방정식을이용하고있어축약형모형의일반적인문제점인모형설정오류 (model specification error) 에노출되어있다. 본연구에서는 OECD 등에서사용하는 Elmeskov방법과다변수비관측인자모형을검토하였다. 본연구에서사용한다변수비관측인자모형은실업률의순환부분에대한모형을명시적으로포함함으로써실업률의순환부분이포함하고있는정보를이용하도록구성되었으며, 오쿤의법칙을이용하여총생산에포함된정보도자연실업률의추정에반영되도록구성되었다. 특히본연구에서는기존국내연구에서사용된다변수비관측인자모형의추정과정에서제기되는잠재적인문제점, 예를들어같은기의실업률을설명변수로사용함으로써발생하는설명변수와교란항간의잠재적인상관관계나순환부분의정상성 (stationarity) 조건등을개선하고자시도하였다. 구조모형을이용한추정방법은경제변수간의관계를방정식체계로구성하여추정함으로써변수들간의상관관계가방정식체계내의교란항들의상관관계를통하여명시적으로고려되므로축약형모형에비해모형설정오류로부터자유롭다는장점이있다. 본연구에서는실업률, 총생산, GDP 디플레이터의세변수로구성된구조벡터자기회귀모형을이용하였으며, 경제전체의교란항을노동공급교란항, 노동이외의공급부문교란항, 수요부문교란항으로식별한후노동공급교란항에의

11 요약 3 해서유발되는실업률을자연실업률로간주하였다. 상기한여러추정방법을 1975~2003년기간의분기별자료에적용하여자연실업률을추정한결과, 추정방법에따라다소차이가있으나 1979:Ⅰ~1987:Ⅳ 기간동안평균 3.8~4.0% 수준으로실제실업률이자연실업률을다소상회하였던것으로나타난반면, 1988:Ⅰ~1997:Ⅳ 기간동안에는평균 2.5~2.9% 수준으로추정되어실제실업률이자연실업률을다소하회하였던것으로나타났다. 또한자연실업률은외환위기를거치며 4.2~5.3% 수준까지상승하였다가이후하락하는추세를지속하고있으나아직도 1988:Ⅰ~1997:Ⅳ 기간에비하면다소높은수준을기록하고있다. 대부분의추정결과에서실제실업률과자연실업률의차이로정의되는실업률갭이경기순환에상응하는모습을보이고있어추정결과의적정성을시사하였으며, 실업률갭이노동시장의상태를경기순환적인측면에서파악하는데유용한지표로사용될수있음을나타냈다. 또한대부분의추정결과에서최근에실제실업률이자연실업률에근접해있으나실업률갭이상승하고있을가능성이관측됨을감안하면최근비교적높은수준에머무르고있는실업률이외환위기이후자연실업률의상승이라는구조적변화와경기침체라는경기순환적요인에함께영향받고있다고판단된다. 추정된자연실업률이정책수립에사용될때어느정도의신뢰성을지닐수있는지평가하기위하여추정결과의정확도를검토하였다. 즉, 비관측인자모형과구조벡터자기회귀모형으로부터구해진자연실업률추정치의신뢰구간을몬테카를로적분 (Monte Carlo integration) 방법을이용하여추정한결과다변수비관측인자모형의신뢰구간의폭이대부분의시점에서 1%p로나타났으며, 구조벡터자기회귀모형의경우노동공급교란항을누적시켜자연실업률을구하는관계로시간이지남에따라신뢰구간이확대되므로다변수비관측인자모형의신뢰구간과직접비교하기는힘들지만비교적초기의신뢰구간의폭도 1%p를상회하는것으로추정되었다. 한편추정대상기간의변화에따라동일시점의자연실업률추정치가어느정도변화하는지평가하기위하여전체분석기간을 1975~97년,

12 4 한국의자연실업률추정방법비교연구 1988~2003년의두기간으로나누어각각추정한결과다변수비관측인자모형과구조벡터자기회귀모형모두동일시점의추정치가분석기간의변화에대해크게영향받지않는것으로나타났다. 이상과같은결과를감안하면다변수비관측인자모형이여타추정방법에비해상대적으로장점을지니고있는것으로평가되나추정결과가모형설정오류에민감하다는점을고려하여모형설정에세심한주의를기울일필요가제기되며, 순수시계열방법이나구조벡터자기회귀모형도나름대로의장점이있으므로특정방법을이용한결과에의존하기보다는여러추정방법에의한추정결과에서공통적으로발견되는부분에기반을두어자연실업률을추론하는것이바람직하다고사료된다.

13 제 1 장서론 본연구에서는자연실업률의다양한추정방법들을이론적 실증적으로비교평가하고, 이를기반으로한국의자연실업률을추정하고자시도하였다. 자연실업률은노동시장의측면에서경제의현재상태를파악하고, 경제정책방향을수립하는데유용한개념이다. 실제실업률과자연실업률의차이로규정되는실업률갭은경기순환적인측면에서노동시장의상태를평가할수있는유용한지표이며, 현재의실업률변동이구조적요인에기인한자연실업률의변동을반영하는것인지아니면경기순환적요인에기인한실업률갭의변동을반영하는것인지여부에따라실업률에대한정책방향이달라지게된다. 우리경제는외환위기를전후하여실업률의급격한변동을겪었으며, 현재도외환위기이전기간에비해높은수준의실업률을경험하고있다. 또한최근에는경기침체의영향으로실업률이상승함에따라고용문제에대한사회적관심이높아지고있다. 그러나, 최근의높은수준의실업률이과연구조적요인의변화를반영한자연실업률의상승에기인하는것인지아니면경기침체에따른일시적인현상인지판단할근거가부족한상황이다. 한국의자연실업률에대한추정결과를제시하는연구가상당수존재하지만, 기존연구들의대부분이하나의추정방법에의한결과만을제시하고있을뿐아니라상이한추정결과를평가할근거를제공하지않

14 6 한국의자연실업률추정방법비교연구 고있어정책적목적에서활용하는데한계가있다. 예를들어동일한시점의자연실업률추정결과가기존연구간에상당한차이를보이고있는데, 신관호 (2001) 의경우 1980년대후반부터외환위기이전까지의기간에서실제실업률이자연실업률을크게하회하는것으로추정되는반면, 문소상 (2003) 에서는같은기간동안대부분의시점에서실제실업률이자연실업률보다높은것으로나타나고있다. 실제실업률이자연실업률을상회하는지아니면하회하는지에따라정책방향이크게달라져야한다는점에서이러한추정결과의차이는정책적목적에서추정결과를활용하는데심각한문제가된다. 하지만이러한추정결과의차이가추정에사용된모형의차이에서기인하는것인지아니면분석대상기간의차이에서기인하는것인지판단할근거를제공하는연구는없는상황이다. 따라서본연구에서는자연실업률의추정에사용되는다양한방법들의이론적인장단점과개별추정방법에의한자연실업률의추정결과에서나타나는특성들을비교함으로써추정결과에대한판단근거를제시하고자하였다. 본연구에서는자연실업률추정에널리사용되고있는다변수비관측인자모형등축약형모형외에도순수시계열방법과구조벡터자기회귀모형도고려하였다. 구조벡터자기회귀모형은모형설정오류 (model specification error) 에비교적자유로울뿐아니라경제이론에기반을둔방법이라는점에서경제변수간의관계분석이나잠재 GDP 추정등에서널리사용되고있지만, 이를자연실업률추정에적용하는것은국내연구로는본연구가처음으로시도한것이다. 또한기존연구에서는추정된실업률갭이경기변동과무관한모습을보이는문제점도발견된다. 추정된자연실업률이경제의구조적인요인들을적절히반영하는경우, 실제실업률과자연실업률의차이인실업률갭은경기순환적요인을반영하여야할것이다. 이러한점에서실업률갭과경기순환과의상관관계는추정된자연실업률의적정성을평가하는기준의하나로이용될수있다. 본연구에서는기존연구에서사용된다변수비관측인자모형의추정과정에서제기되는잠재적인문제점들을파악하고이를개선시킴으로써실업률갭이경기순환과의미있는관계를나타내는추정결과를얻

15 제 1 장서론 7 고자노력하였다. 한편기존연구에서는자연실업률의추정결과만을제공할뿐이어서추정된자연실업률을정책적목적에서사용하고자할때어느정도의불확실성을고려해야하는지에대한판단근거가없다는점을감안하여본연구에서는추정방법의정확도와안정성을평가하여보았다. 즉, 추정된자연실업률의신뢰구간을몬테카를로실험을통하여구하는한편, 분석기간을달리하였을때동일시점에대한자연실업률의추정치가얼마나민감하게반응하는지살펴보았다. 자연실업률에대한포괄적인분석을위해서는자연실업률의추정에더하여, 경제이론의측면에서자연실업률의결정요인을도출하고이를실제노동시장제도및경제구조적인측면에서고찰함으로써정책적시사점을제시하는것이필요하다. 본연구는이러한포괄적인분석을위한첫단계로서추정방법에초점을맞추었으며, 자연실업률의결정요인, 제도및경제구조상의변화의영향, 정책적시사점등에대해서는 2004 년도에본원에서수행할예정인 ( 가칭 ) 한국경제구조변화와고용창출연구 에서다룰예정이다. 본연구는다음과같이구성되어있다. 제2장에서는자연실업률의개념과결정요인, 추정방법, 국내선행연구결과에대한개괄적인설명을제시하였다. 제3장에서는자연실업률의추정방법중순수시계열방법에대하여논의하였는데, 순수시계열방법으로는호드릭-프레스캇필터, 비버리지-넬슨분해, 단일변수비관측인자모형을고려하였다. 제4장에서는축약형모형을이용한자연실업률의추정을다루었는데, 여기서는단순필립스곡선, Elmeskov방법그리고다변수비관측인자모형을고려하였다. 제5장에서는구조 VAR모형을이용한자연실업률의추정을다루었다. 제6장에서는다변수비관측인자모형과구조 VAR모형의정확도및안정성에대한평가를시도하였다. 제7장에서는이상의분석결과를정리하고, 이를기반으로한국의자연실업률의수준및최근추이에대한논의를제시하였다.

16 제 2 장자연실업률의개념, 결정요인, 추정방법및국내선행연구 제 1 절자연실업률의개념 자연실업률의개념은 1968년에 Friedman이전미경제학회 (American Economics Association) 에서행한강의에서제시되었다. The natural rate of unemployment, in other words, is the level that would be ground out by the Warlasian system of general equilibrium equations, provided there is imbedded in them the actual structural characteristics of the labor and commodity markets, including market imperfections, stochastic variability in demands and supplies, the cost of gathering information about job vacancies and labor availabilities, the costs of mobility and so on. (Friedman[1968], p.8, Rogerson[1997] 에서재인용 )" 이때제시된자연실업률은경제의균형상태에서상품시장과노동시장등경제의구조적인요인에의해결정되는실업률의수준을의미하는것으로해석되나, 정확한정의가무엇인지에대해서는학자들간에

17 제 2 장자연실업률의개념, 결정요인, 추정방법및국내선행연구 9 논란이있으며각기조금씩다른개념으로정의하여사용하여오고있는실정이다. 예를들어 Rogerson(1997) 은자연실업률의개념에해당하는용어로평균실업률, 장기실업률, 정상실업률 (normal unemployment), 균제상태실업률 (steady state rate of unemployment), 지속가능한최저실업률, 효율적실업률 (efficient rate of unemployment) 등이문헌에서사용되고있음을지적하고있다. 이후실업률과물가상승간의관계에대한통화론자와케인즈학파간의논쟁을통하여물가상승을가속화시키지않는실업률 (nonaccelerating inflation rate of unemployment; 이하 NAIRU) 이라는용어가널리사용되고있다. 1) NAIRU는수직선형태의장기필립스곡선과관련된개념으로낮은수준의실업률을유지하려는정책적노력이높은수준의물가상승률을초래하는데그치지않고물가상승률을가속시킬수있다는점을강조하고있다. 단순한형태의필립스곡선은다음과같이상정할수있다. π t =π e t+β(u t -u N t )+w t (2.1) 여기서 π t 는인플레이션율을, π e 은기대인플레이션율을, t u t 은실제실업률을, u N는자연실업률을각각나타내며, 통상적으로 t β<0이라고가정한다. w t 는확률적교란항을나타낸다. 이러한필립스곡선은만약실제실업률이자연실업률을하회하면인플레이션율이당초기대했던수준보다높아짐을표현하고있다. 기대인플레이션에대하여다음과같이가정하고, π e t =π t -1 (2.2) 이를식 (2.1) 에대입하면다음과같은 NAIRU 행태식을구할수있다. π t =β(u t -u N t )+w t (2.3) 1) Espinosa-Vega and Russell(1997) 은 NAIRU 라는용어가 Modigliani and Papademos (1975) 가제기한 NIRU(noninflationary rate of unemployment) 에서유래하였음을밝히고있다.

18 10 한국의자연실업률추정방법비교연구 여기서 은일차차분을나타낸다. 식 (2.3) 은실제실업률이자연실업률을하회하면인플레이션율의상승률이높아짐을의미한다. 다시말하면실제실업률이자연실업률을하회하면인플레이션율의수준이높아질뿐아니라인플레이션율의상승이가속된다는것이다. 이밖에도 OECD에서는정책적목적에서자연실업률의개념을단기 NAIRU, NAIRU, 장기 NAIRU로구분하여사용하고있다 (Richardson et al.[2000] 참조 ). 이러한개념구분에따르면 NAIRU는식 (2.3) 에서의자연실업률개념에해당하는것으로서수요충격이나일시적인공급충격에대해인플레이션을통한조정과정을거친후에실업률이수렴하는수준으로정의되며, 한경제의잠재성장을측정하고재정수지의균형을검토하는데유용하다고평가되고있다. 한편단기 NAIRU( 이하 S-NAIRU) 는이번기의물가상승률이전기의물가상승률과같게되는실업률수준으로정의되며, NAIRU와달리일시적인공급충격에의해서도영향받는특성을갖고있다. 예를들어, 실제실업률이 NAIRU보다낮아도일시적인물가하락을유발하는공급충격이있는경우실업률의상승없이다음기의물가상승률이이번기의물가상승률수준으로유지될수있으므로, 이경우 S-NAIRU는 NAIRU 보다낮은수준이될것이다. 이러한특성을지닌 S-NAIRU는물가상승과관련된거시경제정책의수립에유용하다고알려지고있다. 통상적으로필립스곡선은식 (2.3) 에인플레이션의자기시차항과일시적인공급충격을반영하는항 ( x t ) 을추가하는형태로표현되는데 S-NAIRU는아래의식 (2.4) 에서 π t =0의조건을만족하는 u t 의수준으로측정된다. π t =α(l) π t -1 +β(l)(u t -u N t )+γ(l)x t +w t (2.4) 장기 NAIRU( 이하 L-NAIRU) 는경제의정상상태 (steady state) 에서의실업률수준으로정의되며모든충격에대한조정과정을거친후의실업률이라는의미를갖는다. 따라서 OECD의 L-NAIRU는 Friedman(1968) 이제시한원래의자연실업률개념에가깝다고할수있다. Richardson et al.(2000) 에따르면 L-NAIRU는노동시장및상품시장의구조적인측

19 제 2 장자연실업률의개념, 결정요인, 추정방법및국내선행연구 11 면을평가하는데유용한개념이라고한다. 본연구에서는자연실업률을추정하는여러가지방법을고찰하고있는데각방법마다사용하는자연실업률의개념이다를수있다는점에주의를기울일필요가있다. 즉, 필립스곡선을포함하는모형의경우자연실업률은 NAIRU의개념을지니는반면, 구조모형의경우에는장기균형실업률로서의자연실업률 (L-NAIRU) 이추정된다. 한편 S-NAIRU의경우본연구에서는 OECD의방법을이용하지않고 Elmeskov의 NAWRU(non-accelerating wage rate of unemployment) 방법을사용하는데, 이는 S-NAIRU가물가상승과관련된통화정책에유용한지표인것은사실이나다른지표와비교하여볼때물가상승을예측하거나정책적목적에서사용될때한계가있다는기존연구결과를감안한것이다. 2) 제 2 절자연실업률의결정요인 어떠한요인이자연실업률에영향을미칠수있는지는매우중요한연구과제이나자연실업률의추정방법에중점을둔본연구에서이를심도있게다루기힘들므로, 기존문헌에서제시되고있는자연실업률의결정요인을살펴보는것으로대신하고자한다. 기존문헌에서는자연실업률에영향을미칠수있는요인으로인구구조의변화, 산업구조의변화, 노동시장의효율성, 근로유인과관련된제도, 경제주체의선호변화, 생산성의변화등이주로제시되고있다. 3) 출산율및평균연령의변화등인구구조의변화는노동시장의인적구성을변화시켜경제전체의자연실업률에영향을미칠수있다. 성별 연령별인구집단의평균실업률이다르다는점을감안하여각인구집단의자연실업률을구한후이를전체인구에서각인구집단이차지하는비율로가중평균함으로써인구구조의변화를반영한자연실업률 2) 이에대한자세한논의는 Estrella and Mishikin(1998) 이나 Stock and Watson (1999) 을참조하라. 3) 이밖에도국제교역의증가, Hysteresis 등이미국과유럽국가의자연실업률변화를설명하기위해사용되고있다.

20 12 한국의자연실업률추정방법비교연구 을사용하기도한다. 이러한소위 Perry-weighted unemployment rate 을이용하여한국의자연실업률을추정한결과가문소상 (2003) 에제시되어있다. 한편산업구조의변화는사양산업에서정리된노동자가신규산업에서필요로하는직능 (job skill) 을만족시키지못함에따라발생하는실업의증가를통하여자연실업률에영향을미치게된다. 같은맥락에서구직-구인의연결과정 (matching process) 등노동시장의효율성향상은이러한구직-구인의불합치 (mismatch) 를줄임으로써자연실업률을낮추는반면해고의제한등노동시장의경직성증가는자연실업률을높일수있다. 실업보험, 근로시간단축, 최저임금제등근로유인과관련된제도의변화도근로자의선호변화와더불어경제주체의노동-여가에대한의사결정및구직행태에영향을미쳐자연실업률에영향을미칠수있다. 예를들어, 실업수당지급기준이관대해지거나실업수당이인상되면노동시장에보다오래머무르며구직기간을늘릴유인이발생하게된다. 생산성이과연자연실업률에영향을미칠수있는가에대해서는논란이많다. 지난세기동안생산성이비약적으로향상되었음에도불구하고실업률의수준이이에상응하여변화하지않았다는실증적인사실과, 생산성의향상은장기적으로는노동자의유보임금 (reservation wage) 을상승시켜자연실업률에영향을미치지못할것이라는이론적인이유로생산성이자연실업률에영향을미치지못한다는의견이제시되고있다. 4) 하지만생산성의향상이생산조직과산업구조의변화를유발할수있으며, 단기적으로는노동자의유보임금이생산성의변화를충분히반영하여변하지못함에따라생산성의변화가일정부분자연실업률에영향을미칠수있다는의견도제시된다. 특히 1990년대미국의실업률이상당히낮은수준에서유지된현상을생산성의향상과이에따른자연실업률의하락으로설명하고자하는연구가상당수존재한다. 5) 4) 이에대한보다자세한논의는 Blanchard and Katz(1997) 를참조하라. 5) Ball and Mankiw(2002), Mankiw and Reis(2001), Ball and Moffitt(2001), Staiger et al.(2001) 등은생산성이자연실업률에영향을미친다는가설을지지하고있다. 한편 Hatton(2002) 은영국의 1871~1999 년기간의자료를가지고생산성과자연실업률

21 제 2 장자연실업률의개념, 결정요인, 추정방법및국내선행연구 13 제 3 절자연실업률의추정방법 자연실업률의추정방법은크게순수시계열방법, 축약형모형을이용한방법, 구조모형을이용한방법으로나눌수있다. 순수시계열방법은실업률의시계열적특성에대한모형을설정하고이를기반으로실업률의확률추세 (stochastic trend) 를추정하여자연실업률로사용하는방법이다. 일반적으로실업률을단위근을갖는비정상 (nonstationary) 시계열 6) 로설정하고, 이를추세인자 (trend component) 와순환인자 (cyclical component) 로분리한후추세인자를자연실업률로간주한다. 이러한순수시계열방법에는호드릭-프레스캇필터 (Hodrick- Prescott Filter; 이하 HP필터 ), 비버릿지-넬슨분해 (Beveridge-Nelson Decomposition; 이하 BN분해 ), 단일변수비관측인자모형 (univariate unobserved component model) 등이있다. 이들순수시계열방법은추정과정이간단하다는장점이있지만자연실업률의추정과정이경제이론에기반을두지않고실업률자료의통계적인특성에만의지할뿐아니라실업률이외의경제변수에포함된정보를추정과정에서이용하지못한다는단점이있다. 본연구에서는제3 장에서순수시계열방법에의한자연실업률추정을다루고있다. 이에비하여축약형모형은경제이론으로부터실업률과여타경제변수간의관계에대한행태식을유도한후이러한행태식을추정하여자연실업률을구하는방법이다. 현재자연실업률의추정을위하여가장널리사용되고있는방법은실업률의시계열적특성과필립스곡선을결합한모형이다. 자연실업률이일정하지않고매기마다변화하는것으로간주하는경우자연실업률이관측되지않는변수이므로필립스곡선 간의관계를분석하여생산성향상이실업률변동에제한적이지만일정부분영향을미쳤으며, 제도적인변화가생산성이자연실업률에미치는효과를증폭시켰을가능성을제시하고있다. 6) 비정상 시계열이라는용어대신 불안정한 시계열이라는표현도사용되고있으나, 본연구에서는박준용 장유순 한상범 (2002) 을따라 비정상 시계열이라고표기하였다.

22 14 한국의자연실업률추정방법비교연구 을직접추정하기어렵다. 따라서모형을상태공간모형 (state space model) 으로전환한후칼만필터 (Kalman filter) 기법을이용하여추정하는것이일반적이다. 이들축약형모형을이용한방법은순수시계열방법과달리경제이론에모형의기반을두고있으며실업률이외의여타경제변수도이용할수있다는장점이있지만, 축약형모형의일반적인문제인모형설정오류 (model specification error) 에노출되는단점도지니고있다. 즉, 축약형모형의경우단일방정식으로서의행태식을추정하는것이일반적인데모형이잘못설정되면행태식으로부터누락된변수들과행태식의설명변수간의상관관계로인하여교란항과설명변수들간에직교성 (orthogonality) 이담보되지않는다. 추정과정에서이를적절히고려하지못하는경우추정결과가심각한문제점을지닐수있다. 7) 본연구에서는제4장에서축약형모형을이용한자연실업률추정방법에대해논의하고있다. 구조모형은경제변수간의관계를방정식체계로구성하고이를추정하는데, 변수들간의상관관계가방정식체계의교란항들의상관관계에반영되어명시적으로고려되므로축약형모형에비해모형설정오류로부터자유로운장점이있다. 반면에단일방정식이아닌연립방정식체계를추정하기때문에모형의구축및추정과정이축약형모형에비해복잡하다는단점이있다. 구조모형을이용한방법의대표적인예로구조벡터자기회귀모형 (structural vector auto-regression model; 이하구조 VAR 모형 ) 을들수있다. 본연구에서는제5장에서이를이용한자연실업률추정에대해다루고있다. 7) 교란항과설명변수간에직교성이성립되지않는경우통상적인최소자승법의추정결과는일치성 (consistency) 을상실하게되므로모형을재설정하거나교란항과설명변수간의상관관계를명시적으로고려한도구변수법 (instrumental variable method) 등의방법을사용하여야한다. 비관측인자모형의경우에는관측되지않는변수가모형에포함되어있어이러한문제점을해결하는것이통상적인모형보다어려워진다.

23 제 2 장자연실업률의개념, 결정요인, 추정방법및국내선행연구 15 제 4 절국내선행연구 한국의자연실업률에대한선행연구로는안주엽 전재식 (2000), 신관호 (2001), 문소상 (2003) 등을들수있는데, 이들은공통적으로축약형모형의다변수비관측인자모형을이용하여자연실업률을추정하였다. 그러나이들연구에서제시되는추정결과는서로간에상당한차이를보이고있다. 이러한차이는기본적으로같은추정방법을사용하기는했으나, 모형의설정이서로다르고추정대상기간도일치하지않는데서기인했을가능성이있다. 이들연구에서사용된모형에대해서는제4 장에서자세히다루고자하며, 추정기간이추정결과에미치는영향에대해서는제6장에서다룰것이다. 여기서는이들연구의추정결과에서발견되는문제점에대해논의하고자한다. 먼저추정된자연실업률을비교해보면동일시점의자연실업률수준에서상당한차이가발견된다. 문소상 (2003) 은 1980:Ⅰ~2002:Ⅲ 기간의분기자료를이용하여자연실업률을추정하였는데, [ 그림 1] 에서보이듯이자연실업률추정치가 1980년대후반~1997년기간의대부분에서실제실업률보다낮게나타나고있다. 이에비하여안주엽 전재식 (2000) 이 1984:Ⅰ~2000:Ⅱ 기간의분기자료를이용하여추정한자연실업률은 1980년대후반~1997년의기간대부분에서실제실업률을소폭상회하는것으로나타나고있다 ( 그림 2 참조 ). 한편신관호 (2001) 가 1974:Ⅰ~ 2000:Ⅰ 기간의분기자료를이용하여추정한자연실업률은, [ 그림 3] 에서보이듯이 1980년대후반~1997년기간동안실제실업률을크게상회하고있다. 한편기존연구들에서제시되는자연실업률은동일시점에서의수준뿐아니라변동의정도에서도서로상이한모습을나타내고있다. 안주엽 전재식 (2000) 과문소상 (2003) 의경우자연실업률이실제실업률의추이를상당히반영하여일정정도단기적인변동을포함하고있는반면, 신관호 (2001) 의자연실업률은평활한 (smooth) 시계열로나타나실제실업률의추이에크게영향받지않는모습을보이고있다.

24 16 한국의자연실업률추정방법비교연구 [ 그림 1] 문소상 (2003) 의자연실업률 [ 그림 2] 안주엽 전재식 (2000) 의자연실업률

25 제 2 장자연실업률의개념, 결정요인, 추정방법및국내선행연구 17 [ 그림 3] 신관호 (2001) 의자연실업률 [ 그림 4] 신관호 (2001) 의실업률갭

26 18 한국의자연실업률추정방법비교연구 또한기존연구에서는실제실업률과자연실업률간의차이로정의되는실업률갭의경제적의미가명확하지않다는문제점도발견된다. 실제실업률과자연실업률간의차이는순환적요인에기인하는것으로모형에서설정되어있지만, 추정된실업률갭은경기변동이나물가상승에무관한모습을나타내고있다. 예를들어, [ 그림 4] 에서보이듯이신관호 (2001) 에서제시되는실업률갭은 1988~98년기간동안음의값을유지하고있다. 이처럼실제실업률이 10년동안자연실업률보다낮게유지되었다면이기간동안물가상승률이높아져야함에도불구하고물가는비교적안정되었으며, 실업률갭은이기간동안관측되었던세번의경기변동 (1988:Ⅰ~1989:Ⅲ, 1992:Ⅰ~1993:Ⅰ, 1996:Ⅰ~1998:Ⅲ) 과무관하게일정한수준을유지하는것으로나타나고있다. 이밖에도안주엽 전재식 (2000) 의추정결과에서는추정계수의부호가통상적인경제이론과부합하지않는경우가발견되고있으며, 신관호 (2001) 의경우계수의부호는경제이론과부합하지만실업률갭의추정계수의크기가너무작아희생비율 (sacrifice ratio) 이외국의경우에비해너무크게나타나는문제점이발견된다. 김준원 (2001) 이지적한대로신관호 (2001) 에서는인플레이션율이 1% 감소하기위해서는실업률이 16.7% 증가하여야하는것으로나타나고있는데, 이는오쿤의법칙추정계수 (0.36) 를고려할때희생비율이 46.4( = 16.7/0.3 6 ) 로추산됨에따라인플레이션율을전기에비해 1%p 하락시키기위해서해당분기 GDP 의 46.4% 를희생해야함을의미한다. 미국의경우 Cecchetti and Rich(2001) 는희생비율의범위를 1~10 정도로추정하고있다.

27 제 3 장순수시계열방법을이용한자연실업률추정 제 1 절실제실업률의시계열적특성 순수시계열방법은실업률의시계열적특성을이용하는방법이므로이를이용하여자연실업률을추정하기전에실업률의시계열적특성을살펴볼필요가있다. < 표 1> 과 [ 그림 5] 에실업률의기초통계량과그림이제시되어있다. 본연구에서는 1970~2003년기간의계절조정된전산업평균실업률분기자료를이용하였다. 그림에서볼수있듯이 1988년과 1998년을전후하여실업률수준에각각상당한변화가있었음을알수있다. 한국의실업률변화와관련된경제적요인에대한논의는문소상 (2003) 과신관호 (2001) 등에제시되어있는데, 문소상 (2003) 은자연실업률의변화를초래할수있는제도적요인으로 1987년 11월에시행된주당노동시간단축등노동기준법의개정과외환위기이후확대적용된실업급여제도등을제기하고있다. 대부분의순수시계열방법이실업률을단위근을갖는비정상시계열 (nonstationary time series) 로가정하고모형을설정하므로분석에앞서실업률이단위근을갖는지검정하여보았다. 단위근검정방법으로는 Elliot et al.(1996) 의 DF-GLS (Dickey-Fuller GLS) 검정과 Kiwatkowski et al.(1992) 의 KPSS(Kiwatkowski- Phillips-Schmidt-Shin) 검정을이용하였다. DF-GLS검

28 20 한국의자연실업률추정방법비교연구 정은비정상시계열의확정추세 (deterministic trend) 를 GLS(generalized least squares) 와유사한방법으로제거한후 ADF(augmented Dickey-Fuller) 검정을적용하는것으로 ADF검정의낮은검정력 (power) 을개선시켰다는평 < 표 1> 기간별실업률의기초통계량 ( 단위 : %) 기간통계량실업률 평균 3.7 중간값 ~2003 최대값 8.2 최소값 2.0 표준편차 1.2 평균 4.1 중간값 ~87 최대값 6.2 최소값 2.6 표준편차 0.6 평균 2.5 중간값 ~97 최대값 3.0 최소값 2.0 표준편차 0.3 평균 4.7 중간값 ~2003 최대값 8.2 최소값 3.0 표준편차 1.7

29 제 3 장순수시계열방법을이용한자연실업률추정 21 [ 그림 5] 실업률 9 (%) unemployment rate 가를받고있다. 시계열이단위근을갖는다는귀무가설이 DF-GLS검정에서사용되는것과대조적으로 KPSS검정에서는시계열이단위근을갖지않는다는정상성 (stationarity) 귀무가설이사용된다. 이처럼상호배타적인귀무가설을채택하는두검정을사용하는확정분석 (confirmatory analysis) 을사용함으로써추론의신뢰성을높일수있다. 8) < 표 2> 에서볼수있듯이실업률이단위근을갖는다는귀무가설이시간추세항 (time trend) 을포함하지않는 DF-GLS검정에의해유의수준 10% 에서기각되는경우와기각되지않는경우가각각비슷하게관측되는반면실업률이정상적인시계열이라는귀무가설은 KPSS검정에의해기각되고있다. 이러한검정결과를기반으로본연구에서는실업률이비정상시계열이라고가정하고이후분석을시행하였다. 9) 8) 확정분석에대한자세한논의는 Maddala and Kim(1998) 을참조하라. 9) 실업률이비정상시계열이라는검정결과는구조변화에기인할가능성이있다. 시계열이구조변화를포함하는경우의단위근검정방법으로는 Perron(1989) 이래많은방법들이제시되고있으나, 구조변화의시점및개수, 검정력등의요인을감안하여구조변화를엄밀히분석하는것은본연구의범위를넘어서는것으로생각하여다루지않았다.

30 22 한국의자연실업률추정방법비교연구 < 표 2> 실업률에대한단위근검정 시차 DF-GLS 시간추세항없음 KPSS *** * * * * * * * * * * * * * * * * * * 임계치 1% 5% 10% 주 : 1) 위단위근검정에서귀무가설은 DF-GLS검정의경우 시계열이단위근을가 짐 이며, KPSS검정의경우 시계열이단위근을갖지않음 임. 2) 검정통계량의위첨자 * 는유의수준 10% 에서, ** 는유의수준 5% 에서, *** 는 유의수준 1% 에서각각귀무가설이기각됨을나타냄. 3) KPSS검정의경우검정통계량이시차의길이에영향받지않음.

31 제 3 장순수시계열방법을이용한자연실업률추정 23 제 2 절추정방법및추정결과 순수시계열방법은일반적으로실업률을추세인자 (trend component) 와순환인자 (cyclical component) 를분리한후추세인자를자연실업률로간주한다. 예를들어, BN분해나단일변수비관측인자모형은실업률에대해다음과같은모형을상정한다. u t = u T t + u c t (3.1) u T t = u T t -1+v t (3.2) u c t =φ(l) u c t -1+e t (3.3) 여기서 u t 는실업률을, u T 는실업률의추세부분을, t u c는실업률의순 t 환부분을나타내며, v t 와 e t 는백색잡음 (white noise) 이다. 또한시차연산자 (lag operator) φ(l)(= φ 0 +φ 1 L+φ 2 L φ p L p ) 는정상성조건 (stationarity condition) 을만족한다고가정한다. 위의모형에서는표류항 (drift) 이없는임의보행으로상정된비정상 (nonstationary) 확률추세 u T t 의추정치가자연실업률로사용된다. 1. HP 필터 HP필터는추세부분이매우평활한 (smooth) 시계열이라는가정하에다 T 음과같은목적식을최소화하는 u 를추정하여자연실업률로사용한다. t [(u t -u T t ) 2 +λ( 2 u T t ) 2 ] (3.4) 여기서 2 은 2차차분을나타내며, λ는추세의변동에대한벌칙가중치로서 λ 의값이커질수록 u T는더욱평활한시계열로나타나게되 t 므로통상 평활계수 (smoothing parameter) 로불린다. [ 그림 6] 에 λ = 1,600의가정하에 HP필터로구해진자연실업률과실업률갭이제

32 24 한국의자연실업률추정방법비교연구 시되어있다. 추정된자연실업률은 1979~87년기간동안평균 4.0% 수준에서 1988~97년기간동안평균 2.8% 로하락하였다가외환위기기간동안 4.8% 까지상승하고이후최근까지하락하고있다 ( 표 9참조 ). 실업률갭은실제실업률과자연실업률의차이로서모형에서순환요인에의하여결정되는부분으로설정되어있다. 추정된실업률의갭이경기순환의정점에서낮아지고저점에서높아지는모습을보이는등경기순환 10) 과상응하는모습을보이고있음이그림에서관측된다. 다만 1992: Ⅰ~1993:Ⅰ 기간의실업률갭이경기순환의저점에서도 0에가까운값을갖고, 1996:Ⅰ~1998:Ⅲ 기간의실업률갭이경기순환의정점에서양의값을갖는문제점이발견된다. 2. BN 분해 BN분해는식 (3.1)~(3.3) 의모형에상응하는 ARIMA(p,1,q) 모형을설정하고이를이용하여추세와순환부분을분리한다. 11) ρ(l) u t =δ+θ(l)ε t (3.5) 여기서시차연산자 ρ(l), θ(l) 은각각 ρ(l)=1-ρ 1 L-... -ρ p L p, θ(l)=1+θ 1 L+...+θ q L q 로정의된다. 이경우단위근을갖는추세부분은다음과같이표현된다. u T t = u 0 +δ/ρ(1)+ψ(1) t ε (3.6) i i =0 여기서 ψ(l)=ρ(l) -1 θ(l) 로정의된다. ARIMA(2,1,0) 모형 12) 에기반을둔 BN분해의결과가 [ 그림 7] 에제시되어있다. HP필터에의한자연실업률과비교하여볼때실제실업률과근접하여움직이며상당히많은단기적변동을포함하고있음을알수있다. 이러한결과는 BN분해를사용할때자주나타나는현상으로실제시계열변동의대부분이추세 10) 우리나라의경기순환에대해서는통계청이경기종합지수를이용하여 1970 년대이후의기간에대해공식적인기준순환일을발표해오고있다. 11) BN 분해에대한보다자세한논의는 Maddala and Kim(1998) 의 pp.31~32 를참조하라. 12) 시차연산자의차수는제 4 장의다변수비관측인자모형에서선택된차수를이용한것이다.

33 제 3 장순수시계열방법을이용한자연실업률추정 (% ) [ 그림 6] HP필터에의한자연실업률과실업률갭자연실업률실제실업률 (% p ) P P T P T P T P T P T P T 주 : P 는경기순환의정점을, T 는경기순환의저점을각각나타냄.

34 26 한국의자연실업률추정방법비교연구 [ 그림 7] BN 분해에의한자연실업률과실업률갭 10 (% ) 자연실업률 실제실업률 (% p ) P T P T P T P T PT P T P T 주 : P 는경기순환의정점을, T 는경기순환의저점을각각나타냄.

35 제 3 장순수시계열방법을이용한자연실업률추정 27 부분의변화로간주된결과이다. 이에따라순환부분은경기순환과상관없이움직이는백색잡음과유사한모습을나타내고있다. 3. 단일변수비관측인자모형 자연실업률이관측되지않는변수이므로비관측인자모형의경우일반적인추정방법을이용하지않고, 모형을상태공간모형 (state space model) 으로전환한후칼만필터 (Kalman filter) 기법을이용하여최우추정법 (maximum likelihood estimation method) 으로추정한다. 13) 상태공간모형은측정방정식 (measurement equation) 과전이방정식 (transition equation) 으로구성되는데, 측정방정식은관측가능한변수를상태변수와외생변수의함수로표현한식이며전이방정식은관측불가능한상태변수에대한행태식이다. 식 (3.1)~(3.3) 으로구성된모형을상태공간모형으로전환하면, φ(l)=1-φ 1 L-φ 2 L 2 로가정하는경우측정방정식과전이방정식은각각다음과같다. ꀎ ( 측정방정식 ) u t =[ 1 1 0] _ ꀚ u T t u c t u c t -1 ꀏ _ ꀛ (3.7) ( 전이방정식 ) ꀎ _ ꀚ u T t u c t u c t -1 ꀏ ꀎ1 0 0 ꀏꀎ = 0 φ 1 φ 2 _ ꀛ ꀚ0 1 0 ꀛ ꀚ u T t -1 u c t -1 u c t -2 ꀏ ꀎv t ꀏ + e t _ ꀛ ꀚ0 ꀛ (3.8) 위의모형에서교란항 v t, e t 간에상관관계가없다는가정이통상적으로많이사용되는데, 이와같은가정하에서자연실업률을추정한결과가 [ 그림 8] 에제시되어있다 14). 상태공간모형을이용하여자연실업률을추정하는경우해당시점까지실현된정보만을이용하는칼만필터에비해전체관측기간의정보를이용하는칼만평활 (Kalman smoother) 에 13) 상태공간모형과칼만필터에대한보다자세한논의는 Hamilton(1994) 이나 Harvey (1989) 를참조하라. 14) 시차연산자의차수 (p=2) 는 BN 분해의경우와마찬가지로제 4 장의다변수비관측인자모형에서선택된차수를이용하였다.

36 28 한국의자연실업률추정방법비교연구 [ 그림 8] 단일변수비관측인자모형에의한자연실업률과실업률갭 9 (% ) 자연실업률 실제실업률 (% p) P P T P P T P T P PT T P TT 주 : P 는경기순환의정점을, T 는경기순환의저점을각각나타냄.

37 제 3 장순수시계열방법을이용한자연실업률추정 29 의해추정되는자연실업률을이용하는것이일반적이므로본연구에서도칼만평활에의한자연실업률을사용하였다. 추정된자연실업률은실제실업률의변동에크게영향받지않고전체분석기간동안거의일정한모습을보이고있다. 추정된자연실업률은 1979~87년기간동안평균 3.8% 수준에서 1988~97년기간동안평균 3.2% 로하락하였다가외환위기기간동안평균 4.0% 까지상승하고이후최근까지하락하고있는것으로나타났다 ( 표 9참조 ). 한편 BN분해의결과와비교하면자연실업률이상당히평활한시계열로추정되고있으나, 순환부분이경기변동과상응하여움직임을알수있다. 다만 1988:Ⅰ~1989:Ⅲ 기간과 1992: Ⅰ~1993:Ⅱ 기간동안실업률갭이경기저점에서도음 (-) 의값을갖는것으로나타나고있다. 이처럼동일한모형 ( 식 (3.1)~(3.3)) 을기반으로하여도 BN분해와단일변수비관측인자모형의결과가다르게나타나는것은 BN분해에서는추세부분의교란항과순환부분의교란항이완전상관 (perfect correlation) 되어있는반면단일변수비관측인자모형에서는교란항간에상관관계가없는것으로가정되기때문이다. 15) 한편관측치의개수가적어명확하지않으나 HP필터와단일변수비관측인자모형에의해추정된실업률갭은모두최근들어상승하는추세를보이고있어최근의실업률상승이경기순환적인요인에영향받고있을가능성을시사하고있다. 이들순수시계열방법은추정과정이간단하다는장점이있으며 HP 필터나단일변수비관측인자모형은자연실업률이나실업률갭에대해의미있는추정결과를제공하고있으나, HP필터의경우평활계수의자의적인선택이라는단점을포함하고있으며추정의정확도를평가하기위한통계적인추론이불가능하다는문제점이제기된다. 또한앞에서언급하였듯이추정방법이경제이론에기반을두지않고실업률자료의통계적인특성에만의지할뿐아니라실업률이외의경제변수에포함된 15) Morley et al.(2003) 는 BN 분해와비관측인자모형간의이론적인관계에대해서설명하고있으며, Morley(2002) 는 BN 분해가비관측인자모형과같이상태공간모형으로추정될수있음을보여주고있다. 두방법간의실증결과의차이에대해서는 Watson(1986), Clark(1987), Nelson(1988) 을참조하라.

38 30 한국의자연실업률추정방법비교연구 정보를추정과정에서이용하지못한다는단점이있다. 제6장에서살펴보겠지만단일변수비관측인자모형의경우이러한단점으로인하여추정치의신뢰구간이다변수비관측인자모형에비하여상당히넓어지는문제점이발생한다.

39 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 제 1 절단순축약형모형을이용한추정결과 자연실업률추정을위해서사용되고있는축약형모형은거의대부분필립스곡선에기반을두고있다. 가장단순한형태의필립스곡선은다음과같이표현할수있다. π t =β(u t -u N )+w t (4.1) 식 (4.1) 에서자연실업률은일정한상수로설정되어있다. 따라서인플레이션율의차분을상수항과실업률의함수로설정하고이를최초자승법으로추정한후, 추정된상수항을 ꠏ β 로나눈값을자연실업률의추정치로사용할수있다. 하지만이방법은자연실업률이분석기간동안일정한수준을유지한다는가정에기반을두고있는데이러한가정의타당성에대해논란의여지가있다. 자연실업률이시간에따라변동한다고가정하는것이보다일반적인가정이다. 하지만이경우자연실업률이관측되지않는변수이기때문에필립스곡선을직접추정할수없다는문제점이제기된다. 따라서자연실업률을추정하는데가장널리사용되고있는방법은제3장에서살펴본단일변수비관측인자모형에필립스곡선등축약형행태식을추가하여모형을구성하는다변수비관측인자모형이다. 이에대해서는제2 절에서보다자세히다루도록하겠다.

40 32 한국의자연실업률추정방법비교연구 필립스곡선에기반을두지않는축약형모형으로는 Elmeskov(1993) 의방법을들수있다. 이방법은, NAIRU가아닌, 임금상승을가속시키지않는실업률 (non-accelerating wage rate of unemployment; 이하 NAWRU) 을추정하기위해사용되며, 이방법에의해추정된 NAWRU는 OECD의개념분류에따르면단기 NAIRU(S-NAIRU) 에해당된다. 유경준 (2001) 에따르면 NAWRU는단기적으로노동시장의상태를판단하고, 물가와관련된정책수립에유용하게사용될수있는장점이있다고한다. 이방법은가격결정행태식, 임금결정행태식, 노동공급행태식으로구성된모형으로부터다음과같은축약형방정식을유도한후이를이용하여자연실업률을추정한다. 16) w t - w e t =-a(u t -u T t ) (4.2) 여기서 w t 는로그변환된임금을, w 는로그변환된기대임금을각각나 et 타내며, a 는 0보다큰값을갖는상수이다. 기대임금상승률 ( w et ) 의대리변수로는임금상승률의시차변수나 HP필터에의한평활치를이용하는것이일반적이다. 관측되지않는변수 u T가연속되는두기에변화 t 하지않는다는가정에기반을두고 u T를식별한다. 즉, 식 (4.2) 를일차 t 차분한후 u T t =0의가정을부여하여 a 를추정하고, 추정된 a 를다시식 (4.2) 에대입하여 u T를추정하는것이다. 하지만이렇게추정된 t NAWRU 역시상당한단기적변동을포함하고있으므로다시 HP필터를이용하여평활한시계열로전환하여사용한다. [ 그림 9] 에이러한추정결과가제시되어있다. 추정된자연실업률이외환위기동안상당히높은수준까지상승하는것으로나타났다. 이는유경준 (2001) 의결과와상당히다른것으로서본연구에서는명목임금을, 유경준 (2001) 은피용자보수를각각사용한데서기인한것으로추측된다. 한편추정된실업률갭이경기변동과상응하여움직이고있음을그림에서알수있다. Elmeskov방법은관측되지않는자연실업률을식별하기위하여자연실업률이연속되는두기에변화하지않는다는가정을사용하고있는 16) 모형의행태식체계와축약식의유도과정에대해서는유경준 (2001) 을참조하라.

41 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 33 [ 그림 9] Elmeskov 방법에의한자연실업률 (NAWRU) 과실업률갭 9 (% ) NAWRU(HP 필터 ) 실제실업률 (% p ) P P T P T P T P T P PT T P T 주 : P 는경기순환의정점을, T 는경기순환의저점을각각나타냄.

42 34 한국의자연실업률추정방법비교연구 데, 단기 NAIRU(S-NAIRU) 를추정한다는점을감안하면이러한가정이직관적으로용인될수있을것이다. 하지만이러한가정에대한이론적인기반이취약한것이사실이며, 추정된결과를다시 HP필터를이용하여평활한시계열로만듦에따라원래의실업률자료에직접 HP필터를적용하는것과결과가크게다르지않다는문제점도제기된다 ( 부도 2 참조 ). 제 2 절다변수비관측인자모형의설정및추정방법 다변수비관측인자모형은자연실업률추정에가장널리사용되고있는방법이다. 자연실업률이관측가능하지않다는점에서이를명시적으로모형에포함시킬수있는비관측인자모형이선호되고있으며, 다변수비관측인자모형은단일변수비관측인자모형에비해실업률과여타경제변수간의관계도반영할수있어현재자연실업률추정에가장많이사용되고있다. 17) 그러나축약형모형은잠재적인모형설정오류 (model specification error) 에취약하다는단점이있으므로, 본연구에서는국내선행연구에서발견되는잠재적인모형설정오류를가능한한배제하는모형을설정하고자한다. 1. 모형의구성 가. 필립스곡선과실업률확률추세 가장단순한형태의다변수비관측인자모형은필립스곡선과실업률 17) 이밖에 OECD 등에서는단일시계열 HP 필터의목적함수에다변수비관측인자모형으로부터의잔차를추가시키는다변수 HP 필터 (Hodrick-Prescott multivariate filter; 이하 HPMV 필터 ) 방법을사용하기도한다. HPMV 필터는단일시계열 HP 필터와마찬가지로평활계수를선택하는이론적인기반이없다는단점을갖고있으므로본연구에서는다루지않았다. 이방법에대한보다자세한사항은 Richardson et al. (2000) 을참조하라.

43 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 35 의확률추세에관한식을결합한모형이다. 예를들어 Staiger et al.(1997), Gordon(1997), 문소상 (2003) 등은다음과같은모형을상정하여자연실업률을추정하였다. 18) π t =α(l) π t -1 +β(l)(u t -u T t )+γ(l)x t +w t (4.3) u T t = u T t -1+v t (4.4) 여기서 x t 는물가에영향을미치는외생적인공급측변수를나타낸다. 교란항 w t 와 v t 는백색잡음이며, 둘간의상관관계는존재하지않는다고가정한다. 이들물가에영향을미치는외생적공급측변수로는인플레이션율과근원인플레이션율의차이, 수입물가상승률과인플레이션율의차이, 생산성증가율을상회하는임금상승률등이주로사용되는데, 이러한변수를모형에포함시켜유가, 농산물가격, 수입물가등외생적공급충격이인플레이션율에미치는영향을반영하게된다. 위의모형은인플레이션율이자기시차변수, 실업률과자연실업률간의차이그리고공급측변수에의해영향받으며, 실업률이자연실업률을하회하면인플레이션율의상승이가속됨을나타내고있다. 나. 실업률순환부분 위의식 (4.3) 과식 (4.4) 로구성된모형에실업률의순환부분이포함되어있지않다는사실에유의할필요가있다. 비록실업률이측정방정식에포함되어있지만모형의외생변수로간주됨에따라실업률의순환부분에담긴정보가자연실업률의추정에충분히사용되지않고있다. 실업률이자연실업률로부터멀어지는경우자연실업률수준으로복귀하려는경향이있으며복귀하지않는경우에는인플레이션이나디플레이션을가속시키게된다는 NAIRU의개념을상기하면, 실업률과자연실 18) Gordon(1997) 과문소상 (2003) 은인플레이션율의차분이아니라인플레이션율수준을이용하여필립스곡선에대한모형을구성하였으나, 인플레이션율시차변수의계수에대해제약식을부여함으로써인플레이션율의차분을이용한행태식과큰차이가없다.

44 36 한국의자연실업률추정방법비교연구 업률간의격차가자연실업률의추정에유용한정보를포함하고있을가능성이크다는점에서실업률의순환부분을모형에포함시키는것이바람직할것이다. 이러한점을감안하여 Laubach(2001) 은식 (4.3)~식 (4.4) 에실업률의순환부분에대한다음과같은가정을추가하였다. 19) φ(l)(u t -u T t ) =e t (4.5) 여기서시차연산자 φ(l)(= 1- φ 1 L-φ 2 L φ q L q ) 은정상성조건을만족하며, 교란항 e t 는백색잡음이며 v t 와의상관관계는존재하지않는다고가정한다. 국내연구로는안주엽 전재식 (2000) 이유사한모형을사용하였다. 다. 오쿤의법칙 Apel and Jansson(1999) 은식 (4.3)~식 (4.5) 로구성된모형에오쿤의법칙 (Okun's law) 을추가하여자연실업률과잠재GDP를추정하였다. 즉, 총생산 (GDP) 에대해다음과같은모형을설정하였다. y T t =μ+y T t -1+ε t (4.6) y t -y T t =ψ(l)(u t -u T t )+ζ t (4.7) 여기서교란항 ε t 와 ζ t 는백색잡음이며모형내의교란항들은상호간에상관관계가없다고가정한다. 본연구에서는가능한한많은경제변수를추정에이용할수있도록신관호 (2001), Apel and Jansson(1999) 과같이필립스곡선, 실업률의확률추세및순환부분, 오쿤의법칙을포함한다변수비관측인자모형을구성하였다. 20) 19) Laubach(2001) 는설명변수의동시성 (simultaneity) 문제를피하기위하여상태변수와외생변수의시차변수만을측정방정식에사용하였다. 설명변수의동시성문제에대해서는다음소절에서보다자세히다루도록하겠다. 20) 신관호 (2001) 의경우식 (4.7) 과달리실업률의순환부분을총생산순환부분의함수로표현하였다.

45 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 동시성 (simultaneity) 의문제 기존국내연구들이공통적으로내포할가능성이있는모형설정오류로는설명변수의동시성 (simultaneity) 문제를들수있다. 기존국내연구들은식 (4.3) 의필립스곡선행태식의설명변수에같은기의실업률갭 ( u t -u T ) 을포함시키고있는데, 인플레이션이실업률에영향을미치거 t 나제3의변수에의해동시에영향받을수있음을감안할때이는교란항과설명변수간의직교성 (orthogonality) 을담보할수없다는점에서축약형단일행태식을이용한추정에문제를초래할수있다. 외국의경우 Gordon(1997) 과같이실업률갭을외생적인수요측변수로간주하여같은기의실업률을모형에포함한연구도있지만, Laubach(2001), King et al.(1995), Staiger et al.(1997) 등은동시성의문제를피하기위해설명변수로시차변수만을사용하였다. 이러한점을감안하여본연구에서는동시성 (simultaneity) 으로인한문제의발생을방지하고자다음과같이실업률의시차변수만을측정방정식의설명변수로사용하였다. π t =α(l) π t -1 +β(l)(u t -1 -u T t -1)+γ(L)x t +w t (4.8) y t -y T t =ψ(l)(u t -1 -u T t-1)+ζ t (4.9) 물론같은기의설명변수를포기함으로써잃게되는정보도적지않겠지만, 설명변수의동시성으로인하여추정과정에서발생하게되는문제가통계이론에따르면훨씬심각할수있다는점을감안한것이다. 같은기의실업률을모형에포함시키면서동시성의문제를해결하기위해서는구조방정식체계를구축하여변수간의영향을명시적으로반영하여추정하여야하지만, 비관측인자모형을구조방정식체계로구성하여추정하는것은매우어려운실정이다.

46 38 한국의자연실업률추정방법비교연구 3. 확률추세및순환부분 안주엽 전재식 (2000) 은실업률의확률추세식에표류항 (drift) 을포함시켰을뿐아니라표류항자체도임의보행 (random walk) 과정을따른다고가정하였다. u T t = d t + u T t -1+ v t, v t N (0,σ 2 v) (4.10) d t = d t -1 +ξ t, ξ t N (0, σ 2 ξ ) (4.11) 이처럼실업률의확률추세식의표류항자체가임의보행과정을따른다고설정하는것은주로유럽국가에서처럼실업률이장기간에걸쳐상승하는추세를보이는경우에표류항없는임의보행모형이실업률의추세를잘설명하지못하기때문이며, 미국등여타국가의경우에는표류항없는임의보행의모형을사용하는것이일반적이다. 21) 한국의실업률이장기적으로상승하거나하락하는추세를보이지않고있음을감안하면표류항없는임의보행모형이적합한것으로생각되므로, 본연구에서는실업률의확률추세에대한모형은표류항이없는임의보행을따른다고가정하고, 실업률의순환부분은정상적인 (stationary) 자기회귀모형을따른다고가정하였다. u T t = u T t -1+v t (4.12) φ(l)(u t -u T t ) =e t (4.13) 이에비해총생산의경우지속적으로상승하는모습을나타내고있으므로, 총생산의확률추세는다음과같이표류항을포함한임의보행으로설정하였다. y T t =μ+y T t -1+ε t (4.14) 실업률의순환요인에대한모형을설정하는경우순환요인은정상시 21) 이에대한보다자세한사항은 G7 국가들의자연실업률을추정한 Laubach(2001) 을참조하라.

47 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 39 계열로가정하는것이일반적이다. 정상성을만족하기위해서는식 (4.13) 에서 φ(z)=0의근이단위원 (unit circle) 밖에존재해야한다. 하지만신관호 (2001) 에서는 φˆ( L ) = L L 2 로추정되어 φ(z)=0 의근이각각 -18.8, 0.7로나타남에따라정상성조건을충족시키지못하고있다. 본연구에서는추정과정에실업률순환부분의정상성조건을제약식으로부여함으로써추정결과가정상성을만족하도록하였다. 모형에포함된교란항들은다음과같이백색잡음으로가정되었다. w t N(0,σ 2 w), ζ t N(0,σ 2 ζ), e t N(0,σ 2 e), v t N(0,σ 2 v), ε t N(0,σ 2 ε) 확률추세의교란항과순환부분의교란항간에상관관계가존재하지않으며 ( cov( v t,e t )=0, cov(ε t,e t )=0, cov(ε t,ζ t )=0), 확률추세교란항들간에도상관관계가존재하지않는것 ( cov( v t,ζ t )=0) 으로가정하는것이일반적이다. 하지만순환부분교란항들간의상관관계 ( cov( e t,ζ t )) 나순환부분교란항과필립스곡선의교란항간의상관관계 ( cov( e t,w t ), cov(ζ t,w t )) 는존재할가능성이있다. 그러나본연구에서는이러한상관관계들의존재가능성에도불구하고, 추정과정에서최적화과정 (optimization process) 이해 (solution) 를찾지못하는경우를줄이기위해 Apel and Jansson(1999) 과같이모든교란항들사이에상관관계가존재하지않는것으로가정하였다. 한편문소상 (2003) 은모형의추정과정에서실업률의확률추세식의교란항의표준오차 ( σ v ) 를외생적으로부여하는방법을사용하여 σ v 를 0.4로가정하였다. 이와같이확률추세교란항의표준오차를추정하지않고사전에부여하는방법은비관측인자모형의추정에서비관측인자가비정상시계열인경우신호-잡음비율 (signal-to-noise ratio) 이 0이아니어도최우추정치가 0으로나타날확률이존재한다는소위 pile-up 문제를피하기위하여종종사용되고있다. 22) 예를들어, Gordon(1997) 의경우자연실업률이개념상매끄러운 (smooth) 시계열이라는전제하에미국 22) 이러한 pile-up 문제에대한구체적인논의는 Stock(1994) 을참조하라.

48 40 한국의자연실업률추정방법비교연구 자료의경우 σ v = 0.2를선택하였다고밝히고있다. 하지만표준오차의사전적인선택이 HP필터의평활계수를선택하는것과마찬가지로자의적인선택인것은사실이다. Laubach(2001) 역시확률추세교란항의표준오차를고정시킨후자연실업률을추정하였으나, 표준오차를여러나라와모형에대해추정한후 0이아닌추정치들의중간값수준을사용함으로써선택의자의성을줄이고자하였다. 본연구에서도 Laubach (2001) 에서처럼먼저교란항의표준오차를추정한후, 이후의분석에서는추정된값을외생적으로부여하는방법을사용하였다. 이상의논의를바탕으로본연구에서사용된모형을정리하면다음과같다. ( 필립스곡선 ) π t =α(l) π t -1 +β(l)(u t -1 -u T t-1)+γ(l)x t +w t ( 오쿤의법칙 ) y t -y T t =ψ(l)(u t -1 -u T t-1)+ζ t ( 실업률의확률추세 ) u T t = u T t -1+v t ( 실업률의순환부분 ) φ(l)(u t -u T t ) =e t ( 총생산의확률추세 ) y T t =μ+y T t -1+ε t 위모형의측정방정식과전이방정식은시차연산자를각각 α(l)=α, β(l)=β,γ(l)=γ,φ(l)=1-φl, ψ(l)=ψ로가정하는경우다음과같이표현된다. ( 측정방정식 ) ꀎ u t ꀏ ꀎ1 -φ 0ꀏꀎ π _ t = 0 -β 0 _ ꀚ y t ꀛ ꀚ0 -ψ 1ꀛ ꀚ u T t u T t-1 y T t ꀏ ꀎ0 φ 0ꀏꀎ + α β γ _ ꀛ ꀚ0 ψ 0ꀛꀚ π t -1 u t -1 e t ꀏ ꀎ ꀏ + w t _ (4.15) x t ꀛ ꀚζ t ꀛ

49 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 41 ( 전이방정식 ) ꀎ _ ꀚ u T t u T t -1 y T t ꀏ ꀎ0 ꀏ ꀎ1 0 0ꀏꀎ = 0_ + _ _ ꀛ ꀚμ ꀛ ꀚ0 0 1ꀛ ꀚ u T t-1 u T t-2 y T t-1 ꀏ ꀎv t ꀏ + 0 (4.16) ꀛ ꀚε t ꀛ 4. 기타 위의모형에칼만필터기법을적용하여최우추정법으로추정하기위해서는비관측상태벡터와분산-공분산행렬의초기치가주어져야한다. 본연구에서는상태변수의초기치로는상응하는관측변수의초기값을이용하였고, 상태변수들이비정상시계열로설정되어있음을감안하여분산-공분산행렬의초기치로임의의큰값 (1,000) 을부여한후, 임의로주어진값의영향을배제하기위하여초기관측치의일정부분 (14개관측치 ) 을로그우도함수값의계산에서제외하는방법이사용되었다. 한편모형의추정을위해서는시차연산자 α(l), β(l), γ(l), φ(l), ψ(l) 의차수가정해져야하는데본연구에서시차연산자의차수는추정된계수의통계적유의성에기반을두고선택되었다. 본연구에서실업률은전산업평균실업률을이용하였고총생산은실질GDP를사용하였다. 인플레이션율은소비자물가지수의로그차분을사용하였으며, 추정결과의물가변수자료에대한민감도를판단하기위하여 GDP 디플레이터의로그차분도추정에사용하여보았다. 인플레이션에영향을미치는외생적공급측변수로는기존연구에서사용되었던인플레이션율과근원인플레이션율의차이, 수입물가상승률과인플레이션율의차이, 생산성증가율을상회하는임금상승률등을고려하였다. 본연구에서는 1975:Ⅱ~2003:Ⅱ 기간 23) 의계절조정된분기자료를사용하였는데모형의주요변수인총생산, 인플레이션율의기초통계량과그림이각각 < 부표 1> 과 [ 부도 1] 에수록되어있다. 23) 여타변수에대한자료는 1975 년이전에도이용가능하지만근원물가지수는 1975 년 2/4 분기부터이용가능하다.

50 42 한국의자연실업률추정방법비교연구 상태공간모형을추정하기전에변수들이단위근을가지고있는지검정한결과는 < 부표 2>~< 부표 4> 에수록되어있다. 단위근검정방법으로는제3장과마찬가지로 Elliot et al.(1996) 의 DF-GLS검정과 Kiwatkowski et al.(1992) 의 KPSS검정을이용하였다. 검정결과총생산의경우에는추세항을포함하는 DF-GLS검정에서단위근귀무가설이유의수준 10% 에서기각되지않는한편 KPSS검정에서는정상성귀무가설이 10% 유의수준에서기각되고있다. 물가지수의경우 GDP 디플레이터와소비자물가지수모두단위근가설이추세항을포함하는 DF-GLS검정과 KPSS검정에의해지지되는결과를얻었다. 이러한단위근검정결과와기존연구결과를감안하여본연구에서는실업률과총생산, 물가지수가단위근을갖고있는것으로가정하고이후의분석을시행하였다. 제 3 절다변수비관측인자모형에의한추정결과 < 표 3> 에다변수비관측인자모형의추정결과가제시되어있다. 필립스곡선행태식에포함되는외생적공급측변수를통계적유의성을기준으로선택한결과대부분의경우에서인플레이션과근원물가상승률의차이, 수입물가상승률과인플레이션율의차이가사용되었으며, 각각의추정계수는 γ 11, γ 12 로표에서표기되어있다. 먼저확률추세교란항의표준오차를특정한값으로가정하지않고추정한결과 ( 표 3의모형 1) 실업률의확률추세표준오차 ( σ v ) 와총생산의확률추세표준오차 ( σ ε ) 가각각 0.34, 0.015의값을갖는것으로나타났으나이경우오쿤의법칙행태식의교란항표준오차 ( σ ζ ) 의값이매우작게추정될뿐아니라모형이안정적이지않음을감안하여이후분석에서는 σ v 와 σ ε 을각각 0.3, 0.01로고정시킨후모형을추정하였다 ( 모형 2). 모형 1과모형 2의추정결과를비교하여보면이러한가정이여타의추정계수의값에거의영향을주지않고있음을알수있다. 추정된계수의부호와크기는경제이론과대부분부합하는것으로

51 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 43 < 표 3> 다변수비관측인자모형추정결과 parameter 모형 1 ( σ v 추정 ) (-6.573) (-4.132) (1.490) (-2.183) (3.890) (3.510) (10.456) (16.868) (-8.192) (-3.490) dummy (1998:Ⅰ-2003:Ⅱ) σ w (13.438) σ e (3.819) σ ζ (0.015) σ v (7.999) σ ε (11.873) 모형 2 ( σ v =0.3) (-6.684) (-4.250) (1.508) (-2.106) (3.843) (3.587) (15.616) (19.301) ( ) (-5.508) (13.559) (5.813) (5.332) 모형 3 ( π) (4.992) (2.432) (6.402) (-2.532) (3.819) (3.567) (15.613) (18.957) (-9.018) (-5.520) (13.546) (5.678) (5.352) 모형 4 ( 더미추가 ) (-6.544) (-4.164) (1.398) (-1.938) (-3.811) (3.653) (15.572) (18.675) (-9.485) (-5.576) (0.422) (13.426) (5.758) (5.282) 주 : 괄호안은 t- 값임.

52 44 한국의자연실업률추정방법비교연구 판단된다. 실업률갭의 1%p 상승은필립스곡선행태식에서 ( 다음기의 ) 물가상승률을 0.27%p 낮추는것으로나타나며, 이는오쿤의법칙행태식에서 ( 다음기의 ) 총생산을 2.95%p 낮추는효과가있는것으로추정되었다. 이를이용하여희생비율을계산하면인플레이션율을전기에비해 1%p 감소시키기위해서는해당분기의총생산을약 11% 감소시켜야하는것으로나타난다. 이러한추정결과는 Cecchetti and Rich(2001) 이추정한미국의희생비율최대치 (10) 를다소상회하기는하지만신관호 (2001) 의 46.4보다는낮은수준이다. 외생적공급측변수들의추정계수도양의부호를갖고물가상승에통계적으로유의한영향을미치는것으로나타났으며, 에너지가격및농산물가격이소비자물가에미치는영향이수입물가에비하여더큰것으로나타났다. 추정된자연실업률은 [ 그림 10] 에나타나있다. 상태공간모형을이용하여자연실업률을추정할때해당시점까지실현된정보만을이용하는칼만필터에비해전체관측기간의정보를이용하는칼만평활 (Kalman smoother) 에의해추정되는자연실업률을이용하는것이일반적이므로본연구에서도칼만평활에의한자연실업률을사용하였다. 24) 추정된자연실업률은실제실업률에비해변동이작지만실제실업률의추이를반영하며움직이는모습을보이고있다. 경제의장기균형에서의실업률이라는자연실업률의개념을생각할때경제의장기균형에영향을미치는경제의구조적인요인이빈번하게변화하기어렵다는점에서추정된자연실업률이상당히평활한 (smooth) 시계열일것으로예상하기쉬우나, 본연구에서추정된자연실업률은이러한선험적인예상과완전히부합하지는않고있다. 다변수비관측인자모형에서추정되는자연실업률은장기균형실업률이아닌 NAIRU의개념이므로모형에포함된변수이외의물가변동요인들의영향이부분적으로 NAIRU 추정치의변동에포함될것이다. 또한장기균형실업률을추정하는경우에도추정된자연실업률이단기적인변동을포함하게되는잠재적인이유로다음의두가지 24) 추정된자연실업률이외환위기직전부터한동안감소하는것은칼만필터에의한자연실업률에서는나타나지않는현상이다. 칼만평활의경우모든기의자연실업률을추정할때아직실현되지않은외환위기기간동안의실업률상승도반영되므로이와같은현상이나타나게된다.

53 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 45 를생각해볼수있다. 첫째, 자연실업률이실제로평활하지않을가능성이다. 장기균형을확정적균형 (deterministic equilibrium) 이아닌확률적균형 (stochastic equilibrium) 이라는개념으로받아들인다면경제변수들의장기균형수준도경제내의교란항에의해일정부분불확실성을갖게되므로매기마다실현된교란항에의해변화할가능성을배제할수없다. 또한장기균형에영향을미치는경제의구조변화가빈번히발생하지는않더라도일단발생한구조변화가상당기간에걸쳐이루어지는경우구조변화가조정기간동안일정한추세로이루어지지않는한자연실업률은조정기간동안단기적으로변동할것이다. 둘째, 추정방법이내포하게되는확률적불확실성으로인해추정된자연실업률이단기적으로변동할가능성이다. 추정된자연실업률은실제자연실업률을중심으로일정한확률분포를따르게되므로추정된자연실업률은실제자연실업률에비해변동의빈도나크기가확대될수있다. 추정된자연실업률의단기적변동의정도가추정방법의특성이나사용된가정에따라상이하게나타나는사실도추정방법이내포하는확률적불확실성이단기적변동의주요요인임을시사하고있다. 하지만상기한두가지가능성이각각추정된자연실업률의단기변동에얼마나기여했는지를분석하는것은불가능하다. 다변수비관측인자모형의추정방법이내포하는불확실성에대해서는제6장에서다루고자한다. 추정된자연실업률의수준을살펴보면 1979~87년기간동안평균 3.7% 의비교적높은수준에서 1988~97년기간동안평균 2.9% 로하락하였으나, 외환위기기간동안 5% 대로상승한이후최근까지하락하고있는것으로나타난다 ( 표 9 참조 ). 하지만외환위기이전의기간과비교하면아직도다소높은수준을보이고있다. 외환위기기간동안의실업률상승의일정부분이자연실업률의상승에기인하였다는추정결과는외환위기기간동안실업률상승의대부분이순환적인요인에의한것이라는신관호 (2001) 와대비되는데외환위기가한국경제의구조적인변화를야기하여노동시장의균형수준에도영향을미쳤을가능성을시사하고있다. 최근의실업률변동은관측치가적어명확하지않으나실제실업률이자연실업률에근접해있으며실업률갭이상승하는추세에있을가능성을시사하고있다. 이는제3장의순수시계열방법에의한추정

54 46 한국의자연실업률추정방법비교연구 [ 그림 10] 다변수비관측인자모형에의한자연실업률과실업률갭 9 (% ) 8 7 자연실업률 실제실업률 (% (% p) p )P P T T P P T P T T P P T P T 주 : P 는경기순환의정점을, T 는경기순환의저점을각각나타냄.

55 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 47 결과와유사한부분이다. 한편자연실업률과실제실업률간의차이인실업률갭을 [ 그림 10] 에서살펴보면경기순환의정점에서는실업률갭이낮아지고, 경기순환의저점에서는실업률갭이높아지는것으로나타나본연구에서실업률의순환부분으로정의된실업률갭의개념과부합하는모습을보이고있다. 하지만 1988:Ⅰ~1989:Ⅲ 기간에서는경기순환의저점에서도실업률갭이음의값을갖는경우가관찰되고있어추정된실업률갭의해석에어려움을주고있다. 25) 실업률확률추세의표준오차 ( σ v ) 에대한가정이추정결과에어떠한영향을미치는지를살펴보기위하여이를각각 0.2, 0.4로가정한경우를추정하여보았다. [ 그림 11] 에서제시된결과에서알수있듯이실업률확률추세의표준오차가작아질수록추정된자연실업률은평활한모습으로나타나고있다. 따라서추정된자연실업률이다른기존연구에비해실제실업률의추이와비슷하게움직이는문소상 (2003) 의추정결과는실업률확률추세의표준오차를 0.4로가정한데서기인했을가능성이있을것으로추측된다. 26) 한편 Gordon(1997) 이나문소상 (2003) 에서와같이인플레이션율의차분 (difference) 대신인플레이션율의수준 (level) 을사용하는경우추정결과가어떠한영향을받는지를살펴보았다. 인플레이션율의수준을이용하는모형의경우실제실업률과자연실업률이일치할때인플레이션율에상승압력을주지않는다는제약 ( α(1)= 1) 을부여하는것이일반적이다. 추정결과는 < 표 3> 의모형 3에제시되어있는데인플레이션율의자기시차변수의계수들이인플레이션의차분에서수준으로변화한것 25) 1980 년대후반부터외환위기이전의기간동안우리경제의실업률이역사적으로낮은기간이었음을감안하면경기순환의저점에서조차노동시장이그다지긴축적이지않았을것이라는추측도가능하지만이를입증하기위해서는보다자세한분석이필요하다. 26) 실업률확률추세의표준오차에대한가정을바꾸어도전체모형에서사용된변수의유의성은크게변화하지않았으며, 다만실업률갭의인플레이션율과총생산갭에대한계수의크기가변화하는것으로나타났다. 그러나이들계수를기반으로계산되는희생비율의추정치는크게바뀌지않았다. 예를들어, σ v =0.2 의경우희생비율이 11.8 로계산되어, σ v =0.3 인경우의희생비율 11 과유사하게나타났다.

56 48 한국의자연실업률추정방법비교연구 [ 그림 11] 다변수비관측인자모형에의한자연실업률 ( σ v = 0.2, 0.3, 0.4) 9 (% ) 자연실업률 ( σ(συ= v =0.2) 0.3) 자연실업률자연실업률 ( (συ= 0.2) σ v =0.3) 자연실업률 (συ= 0.4) 자연실업률 ( σ v =0.4) 을반영하여조정된것을제외하면모형 4의추정결과는모형 2와거의일치함을알수있다. 이밖에도외환위기로인한경제구조변화가모형에영향을끼쳤는지를살펴보기위하여 1998:Ⅰ~2003:Ⅱ 기간에대한더미변수를필립스곡선행태식에추가하여추정한결과통계적으로유의하지않은것으로나타났으며, 더미변수가다른추정계수의값에별다른영향을미치지않았다 ( 표 3의모형 4 참조 ). 더미변수가통계적으로유의하지않다고해서외환위기의영향이없다고결론지을수는없지만다변수비관측인자모형의경우관측되지않는상태벡터가모형에포함되어있기때문에통상적인구조변화검정방법을적용하기어려워더이상의분석을시도하지않았다. 한편 GDP 디플레이터를소비자물가지수대신사용한모형도추정하여보았지만추정계수의부호나크기가경제이론과부합하지않는경우가많았다. 필립스곡선에서실업률의순환부문은물가에영향을미치는수요측변수로기능하는데, 우리경제에서수출이차지하는비중이상당히높은반면실업률은서비스부문등비교역재부문의변동에상당

57 제 4 장축약형모형을이용한자연실업률추정 49 부분영향받는점을감안하면, 수출재화가격의영향이상대적으로큰 GDP 디플레이터보다소비자물가지수가필립스곡선행태식으로표현되는물가와실업률간의관계를추정하는데적합한것으로생각된다. 국내외기존연구에서도필립스곡선을이용한자연실업률의추정에 GDP 디플레이터보다는소비자물가지수가보편적으로사용되고있다.

58 제 5 장구조모형을이용한자연실업률추정 제 1 절구조 VAR 모형의설정및추정방법 1. 구조 VAR 모형 구조모형을이용한방법은변수간의상관관계를명시적으로고려하기때문에축약형모형에비해모형설정오류로부터자유롭다는장점을갖고있다. 이러한구조모형을이용한방법의대표적인예로구조벡터자기회귀모형 (Structural Vector Auto-Regression model; 이하구조 VAR모형 ) 을들수있다. 27) 구조 VAR모형은축약형 VAR모형에경제이론에입각한교란항의식별제약조건 (identifying condition) 을부여하여전체방정식체계를구조방정식으로전환한모형이다. 축약형 VAR모형은다음과같은식으로표현할수있다. A(L)X t =ε t (5.1) 여기서 X t 는 ( k 1) 벡터이며, A(L)=I-A 1 L-A 2 L , -A p L p, 교란항 ε t =(ε 1t,ε 2t,...,ε kt )' 은 i.i.d. N(0,Ω) 의확률분포를따른다고가정한다. 축약형 VAR모형에서는교란항들간의상관관계로인하 27) 구조 VAR 모형이외의구조모형방법으로는 Adams and Coe(1989) 의구조연립방정식체계를이용한방법이있으나, 이방법은자연실업률이분석기간동안일정하다는가정을필요로하므로본연구에서는다루지않았다.

59 제 5 장구조모형을이용한자연실업률추정 51 여경제변수들을움직이는근본적인요인으로간주되는독립적인교란요인이식별되지않으므로교란항의공분산행렬 ( Ω ) 에경제이론에기반을둔식별제약조건을부여하여구조적교란항을식별하는것이필요하다. 분석대상변수들이비정상시계열인경우 Blanchard and Quah(1989) 가제시한바와같이장기균형조건을식별제약조건으로사용하는것이일반적이다. 본연구에서설정한식별제약조건과자연실업률을구축하는과정에대해서는다음절에서보다자세히다루도록하겠다. 구조 VAR모형은변수간의관계에대해특정한가정을부여할필요가없다는점에서축약형모형이갖기쉬운모형설정오류로부터상당히자유롭다는장점이있으나식별제약조건에따라추정결과가크게달라질수있으므로적절한식별제약조건을선택하는것이중요하다. 따라서일반적으로널리용인되는식별제약조건을사용하는것이바람직하다. 예를들어, Blanchard and Quah(1989) 는모형의교란항을공급측교란항과수요측교란항으로구분한후공급측교란항은장기적으로총생산 (GDP) 에영향을미치는반면수요측교란항은장기적으로총생산에영향을미치지않는다는식별제약조건을사용하였다. 적절하지못한식별제약조건이사용되는경우충격반응함수 (impulse response function) 가경제이론에서제기되는것과상이한결과를가져올수있다. 구조 VAR모형을이용하여자연실업률을추정하고자시도한연구로는 Astley and Yates(1999) 등이있으나이들연구에서사용한식별제약조건의타당성에대해서는의문이제기된다. 예를들어, Astley and Yates(1999) 는원유가격, 인플레이션율, 총생산, 실업률, 설비가동률로구성된 5변수 VAR모형에다음과같은식별제약조건을부여하였다. 변수교란항 원유가격 인플레이션 총생산 실업률 설비가동률 원유가격 IS 기술진보 실업률 LM

60 52 한국의자연실업률추정방법비교연구 즉, 원유가격은원유가격교란항에의해서만장기적으로영향을받고다른교란항의영향은장기적으로받지않으며, 인플레이션율은원유가격교란항과 LM 교란항에의해서만영향을받는다고가정하였다. 또한총생산은원유가격, 기술진보, 실업률의공급측교란항에의해서만장기적으로영향을받는다고가정하였다. 실업률은모든교란항에의해장기적으로도영향을받고, 설비가동률은실업률교란항을제외한모든교란항에의해영향을받는다고가정되어있다. 이중에서특히실업률과설비가동률에대한식별조건에대해서는논란의여지가있다. 이러한식별조건하에서얻어지는충격반응함수는 IS 교란항과 LM 교란항등수요측면에서의충격이항구적으로실업률을낮추는것으로나타나경제이론과부합하지않는다. 아직까지구조 VAR모형을이용하여자연실업률을추정한국내연구는없는실정이나, 구조 VAR모형을잠재GDP 추정에이용한연구는상당수존재한다. 예를들어김준일 (2001) 은실질GDP와 GDP디플레이터로구성된 2변수구조 VAR모형을구축하고, Blanchard and Quah(1989) 형태의모형식별조건을부여하여총공급교란항에의해유발되는 GDP의변화분을잠재GDP로사용하였다. 2. 모형의설정및추정방법 본연구에서는제4장의다변수비관측인자모형과상응하도록실업률, 실질국내총생산 (GDP), 물가의 3변수로이루어진구조 VAR모형을고려하였다. 먼저축약형 VAR모형은다음과같다. A(L) X t =ε t ꀎ u t ꀏ X t = log Y _ t (5.2) _ ꀚ log P t ꀛ 여기서 u t 는실업률을, Y t 는실질GDP를, P t 는물가지수를각각나타내며, 시차연산자는 A(L)=I-A 1 L- A 2 L A p L p 로정의하고교란항 ε t =(ε 1t,ε 2t,ε 3t )' 은 i.i.d. N(0,Ω) 의확률분포를따른다고가

61 제 5 장구조모형을이용한자연실업률추정 53 정한다. 일반적으로교란항의공분산행렬 ( Ω ) 이대각행렬 (diagonal matrix) 이아니므로축약형교란항 ε t 를교란항간에상관관계가없는구조적교란항 η t 로변환해야한다. 즉, 축약형교란항과구조적교란항간에대해다음과같은가정을한다. η t = Qε t 여기서 η t N(0,Σ) 이며, Σ는대각행렬이다. 이러한조건을만족하는행렬 Q 를적절한식별제약조건을통하여식별해내는것이다. 일단행렬 Q 를식별하고나면축약형 VAR모형을다음과같이구조 VAR모형으로변환하여충격반응함수등의분석을시행하게된다. X t = A( L) -1 Q -1 η t C(L)η t (5.3) 비정상시계열을분석대상으로하는경우 Blanchard and Quah(1989) 처럼장기균형조건을식별제약조건으로사용하는것이일반적인데, 본연구에서는공급측요인이장기균형을결정하며수요측요인은단기적인영향만준다는신고전파이론에따른장기균형조건을사용하였다. 노동시장의공급은경제주체의노동-여가간의선택에의해결정되며, 노동시장의수요는상품시장의균형에의해서결정되므로실업률의장기균형수준은노동공급측교란항에의해서만영향받으며여타교란항들에의해서는영향받지않는다고가정하였다. 실질GDP는노동공급교란항과노동공급이외의공급측교란항에의해장기균형수준이결정되는반면물가의장기균형수준은공급측교란항들과총수요교란항모두에의해영향받는것으로가정하였다. 즉, 구조적교란항으로두개의공급측교란항과하나의수요측교란항을설정한것이다. 이러한장기제약조건은다음과같이표현할수있다. ꀎc ꀏꀎ X * t = C(1)η t = c _ 21 c 22 0 _ ꀚc 31 c 32 c 33 ꀛꀚ η 1t η 2t η 3t ꀏ _ ꀛ (5.4)

62 54 한국의자연실업률추정방법비교연구 여기서 X * 는비정상시계열의장기균형수준이며, t η 1t,η 2t,η 3t 는각각노동공급교란항, 기타공급교란항, 수요교란항을나타낸다. 여기서노동공급교란항은경제주체의노동-여가선택에영향을미치는요인들의변화를반영하는것으로제2장에서언급한인구구조및노동시장의구조적요인들의변화를포함하는것으로해석될수있다. 기타공급교란항은노동공급이외에총생산에항구적으로영향을미칠수있는요인들, 예를들어자본축적과관련된요인들의변화를포함하게된다. 한편제2장에서살펴본바와같이생산성의변화가자연실업률에영향을미칠가능성이존재하는데만약생산성의변화가자연실업률에영향을미친다면 η 1t 는이를포함하고있는것으로간주된다. 통계적인추론과정에서 η 1t 는자연실업률수준에장기적으로영향을미치는요인들만을포함하도록구성되어있으므로, 생산성의변화가자연실업률에영향을미치는지여부는추정결과의해석에는영향을미치지만추정결과자체에대해서는영향을미치지않는다. 수요교란항은통화정책등총수요측면에서의충격과일시적인공급충격을반영하게된다. 이러한장기제약식하에서모형을추정하고난후계수의추정치와축약형 VAR모형으로부터의잔차를이용하여구조교란항시계열을구성할수있다. 구조 VAR모형의자연실업률은노동공급구조교란항시계열과구조 VAR모형의추정계수를이용하여구해진다. ˆ η t = ˆQ ˆε t ꀎη 1t ꀏ ˆ X t = ˆ( C L ) _ ˆ0 _ ꀚ 0 ꀛ ˆ X t = X 0 + ˆX t (5.5) 구조 VAR모형의물가지수로는 GDP 디플레이터를사용하였는데이는구조 VAR모형의경우필립스곡선처럼실업률과물가간의특정한관계를가정하지않고실업률뿐만아니라실질GDP도물가에영향을미칠수있는구조임을반영한것이다. 하지만소비자물가지수를사용하여본결과도 GDP 디플레이터를사용한결과와큰차이가없는것으로

63 제 5 장구조모형을이용한자연실업률추정 55 나타났다. 구조 VAR모형의경우 1970:Ⅰ~2003:Ⅱ 기간의자료를이용하여자연실업률을추정하였다. 실제추정과정에서는김준일 (2001) 과같이식 (5.2) 에상수항및시간추세항을포함시켰다. 추정식에시간추세항을포함시킨것은물가상승률이 1980년을전후하여상당한차이를보이고있는점을감안한것으로서 ( 부도 1 참조 ) 시간추세항을포함시키지않으면충격반응함수가경제이론과일치하지않는부분이발생한다. 비정상시계열변수들의일차차분으로 VAR모형이구성되기위해서는변수들간에공적분관계가존재하지않아야한다. 공적분관계가존재하는경우 VAR모형이아니라 VECM(vector error correction model) 을이용해야하기때문이다. 실업률, 실질GDP, GDP 디플레이터간의공적분관계를검정하기위하여 Johansen 공적분검정을시행하여본결과이들변수간에공적분관계가존재하지않는것으로나타나변수들의일차차분으로구성된 VAR모형이적합하다고판단했다 ( 표 4 참조 ). 구조 VAR모형의추정을위해서는시차연산자 A(L) 의차수 (p) 가선택되어야하는데, 이를위하여 AIC(Akaike Information Creterion) 나로그우도비검정등이많이사용되고있다. 본연구의경우 AIC나로그우도비검정을통해선택된시차의길이 (p=1) 가너무짧아변수의동태적인움직임을관측하기어렵다는문제가발생하였다. 28) AIC에의한시차차 < 표 4> Johansen 공적분검정 ( 실업률, 국내총생산, GDP 디플레이터 ) Cointegration rank Trace test Maximum eigenvalue test 검정통계량 5% 임계치 1% 임계치 검정통계량 5% 임계치 1% 임계치 주 : Trace test 는 H 0: rank=r 을 H 1: rank=3 에대해검정하며, Maximum eigenvalue test 는 H 0: rank=r 을 H 1: rank=r+1 에대해검정함. 28) 이경우에도변수들의반응의방향은경제이론에서제시되는바와부합하였다.

64 56 한국의자연실업률추정방법비교연구 수의선택이실제차수보다적은값을선택하는경향이있음을감안하여여러가지시차연산자의차수를선택하여분석한결과전반적인추정결과가시차차수의선택에민감하게변화하지않는것으로나타남에따라분기자료에서자주사용되는시차 (p=8) 를사용하였다. 제 2 절구조 VAR 모형에의한추정결과 앞에서설명한장기균형에입각한식별제약조건하에서모형을추정하여충격반응함수를구한결과가 [ 그림 12] 에나와있다. 29) 노동공급측면에서부정적인충격이발생하는경우실업률은장기적으로상승하고실질GDP는감소하는반면물가는상승하는것으로나타났다. 한편노동공급이외의공급측면에서긍정적인충격이발생하면실질GDP는장기적으로증가하고물가는하락하는반면실업률은단기적으로감소하지만장기적으로는변화하지않는것으로나타났다. 수요측면의긍정적인충격이발생하면물가만장기적으로상승하는반면실질변수인 GDP는단기적으로상승하고실업률은하락하지만장기적으로는영향을받지않는것으로나타나충격반응함수의추정결과는경제이론에서제기하는바와부합하고있다. 기타공급측교란항과수요측교란항의영향을배제한실업률수준, 즉노동공급측교란항에만의존하는실업률수준을도출한결과가 [ 그림 13] 에수록되어있다. 다변수비관측인자모형에의해추정된자연실업률과비교하여볼때단기변동이많고실제실업률에근접하여움직이는모습을보여주고있다. 이는 < 표 5> 의분산분해결과가제시하듯이단기에서조차실업률예측오차분산의 80~90% 가노동공급의충격에서유래되고여타교란항들은실업률에영향을거의미치지않고있기때문이며, 모형내에서실제실업률의단기적인변동대부분이노동공급구조교란항에의한것으로간주됨에따라노동공급구조교란항에기반을둔자연실업률이실제실업률과밀접하게움직이는결과를가져오는 29) 구조 VAR 모형의구체적인추정과정에대해서는김준일 (2001) 을참조하라.

65 제 5 장구조모형을이용한자연실업률추정 57 [ 그림 12] 구조 VAR 모형의충격반응함수 Accumulated Response of UR to to shock1 shock 1 Accumulated Response of UR to to shock2 2 Accumulated Response of UR to to shock Accumulated Response of GDP to shock 1 Accumulated Response of GDP to shock 2 Accumulated Response of GDP to shock 3 Accumulated Response of GDP to shock1 Accumulated Response of GDP to shock2 Accumulated Response of GDP to shock Accumulated Response of PGDP to shock 1 Accumulated Response of PGDP to shock 2 Accumulated Response of PGDP to shock 3 Accumulated Response of PGDP to shock1 Accumulated Response of PGDP to shock2 Accumulated Response of PGDP to shock 주 : shock1= 노동공급충격, shock2= 기타공급충격, shock3= 총수요충격, UR= 실업률, GDP= 국내총생산, PGDP=GDP 디플레이터. 것이다. 실업률과대조적으로총생산의경우단기에는분산의 30% 가수요교란항에기인하는것으로나타나고있다. 이러한분산분해결과는기존연구에서구조 VAR모형이잠재GDP의추정에는적합한것으로나타나는데비해자연실업률추정에는한계가있을수있음을시사한다. [ 그림 13] 에서외환위기기간동안발생하였던실업률의급격한변동이대부분자연실업률의변화에서기인한것으로나타나고있다. 제4장

66 58 한국의자연실업률추정방법비교연구 [ 그림 13] 구조 VAR 모형에의한자연실업률과실업률갭 (% ) 자연실업률 실제실업률 (% p ) P T P T P T P T P T P T 주 : P 는경기순환의정점을, T 는경기순환의저점을각각나타냄.

67 제 5 장구조모형을이용한자연실업률추정 59 < 표 5> 구조 VAR 모형의분산분해 기 실업률 GDP GDP디플레이터 노동시장간공급충격 기타공급충격 총수요충격 노동시장공급충격 기타공급충격 총수요충격 노동시장공급충격 기타공급충격 총수요충격 에서논의하였듯이추정된자연실업률이반드시평활한시계열이어야하는것은아니나, 외환위기동안의실업률의급격한변동이거의대부분자연실업률의변화에서기인하였다는결과는받아들이기힘들다. 한편자연실업률추정치에서발견되는문제점에도불구하고추정된실업률갭이경기변동과부합하는모습을보이고있다. 즉, 경기순환의정점에서는실업률갭이낮아지고저점에서높아지고있는데, 특히실업률갭이경기순환의정점에서는음의값을, 경기순환의저점에서는양의값을갖는것으로나타나구조 VAR모형의실업률갭이다변수비관측인자모형의실업률갭에비해경제적의미가명확하다. 구조 VAR모형으로추정된자연실업률이외환위기기간동안높아지는것은경제구조의변화를모형이반영하지못하는데서유래할가능성이있다. 상태공간모형의경우칼만필터링에의해매기마다자연실업률과잠재GDP를예측한후이를바탕으로실업률, GDP, 물가를예측하여실제값과비교하고, 이로부터얻어지는예측오차를반영하여자연실업률과잠재GDP의추정치를수정하기때문에모형내에서경제구조의변화를반영할수있으나, 구조 VAR모형에서는이와같은예측- 수정의과정이없어경제구조의변화를반영하기힘들다. 구조변화에대한모형의

68 60 한국의자연실업률추정방법비교연구 안정성을검정하기위하여 Andrews(1993) 와 Andrews and Ploberger(1994) 의검정방법을사용하여보았다. 이들검정방법은구조변화의시점을사전에가정하지않고, 분석대상기간동안어느시점에서구조변화가발생하였을가능성을전제로모형의안정성을검정하는방법이다. < 표 6> 에제시된검정결과를살펴보면모형의추정계수의전반적인안정성은 GDP추정식에대한평균LM검정 (average Lagrange multiplier test) 에서만기각되는것으로나타나전체모형은외환위기에도불구하고안정적임을시사한다. 다만각방정식의상수항계수의안정성은모형의전반적인안정성에는미치지못하는것으로나타나고있다. 주요분석대상인실업률추정식의경우상수항의구조변화시점이 1998년 2/4분기로추정됨에따라외환위기로인한구조변화를모형에반영할필요가제기되었다. 하지만외환위기기간동안의구조변화를분석에어떻게반영할것인가는그자체로서또다른커다란연구과제이며, 이를위해서는외환 < 표 6> 구조변화검정 실업률추정식 GDP 추정식물가추정식 Andrews/Quandt supremum LM test (0.573) (0.188) (0.717) Andrews/Ploberger exponential LM test (0.489) (0.118) (0.442) Andrews/Ploberger average LM test (0.254) (0.0438) (0.174) 상수항의변환시점추정 1998:Ⅱ 1982:Ⅱ 1981:Ⅱ (Quandt) supremum LM test (0.177) (0.102) (0.005) 주 : 괄호안은 p-value 임.

69 제 5 장구조모형을이용한자연실업률추정 61 위기로인한구조변화의특성과개별경제변수에미친영향등에대한연구가선행되어야한다. 이러한점을감안하여본연구에서는구조변화에대한심층적인분석보다는더미변수를이용하는방법을고려하였다. 물론더미변수가사전에인지한구조변화시점을상정하고, 상수항의변화만을반영하고있다는측면에서외환위기동안발생한구조변화를다루는데한계가있다는점은언급될필요가있다. 실업률의차분이축약형추정식에사용되고있으며, 이들이 1998: Ⅰ~1998:Ⅳ 기간동안양의큰값을갖고 1999:Ⅰ~2000:Ⅰ 기간동안음의큰값을갖는점을고려하여먼저식 (5.2) 에다음과같은더미변수들을추가한후유의성을검정하여보았다. D 1 = 1 fort = 1998:Ⅰ~1998:Ⅳ 0 otherwise D 2 = 1 fort = 1999:Ⅰ~2000:Ⅰ 0 otherwise (5.6) 이들더미변수들의계수를각각 δ 1,δ 2 라할때 H 0 : δ 1 =δ 2 =0 의가설을 F-검정한결과통계량이 10.2(p-value: 0.00) 로유의수준 10% 에서기각되어더미변수들이유의한것으로판정되었다. 한편이러한더미변수를사용하는경우전체추정기간을대상으로할때에는외환위기를전후한실업률의변동을더미변수들이적절히반영하지만, 추정기간을달리하면외환위기이후의자연실업률이실제실업률보다상당히높거나낮은상태가지속되는문제점이발견되었다. 이를감안하여다음과같은계수의제약을더미변수에추가하였다. 4δ 1 + 5δ 2 = 0 (5.7) 이러한제약은외환위기발발후 4분기 (1998:Ⅰ~1998:Ⅳ) 동안모형에의해설명되기힘든실업률의상승분이이후 5분기 (1999:Ⅰ~2000: Ⅰ) 동안의실업률하락분에의해상쇄된다고가정하는것이다. 다시말하면외환위기동안의실업률변동은대부분모형에의해설명되지않는것으로간주하여외환위기동안의변동이여타추정계수에영향을

70 62 한국의자연실업률추정방법비교연구 미치지않도록조정한것이다. 식 (5.7) 의통계적유의성을 F-검정으로검정한결과통계량이 2.1(p-value: 0.11) 로서계수제약이유의수준 10% 에서기각되지않는것으로나타나식 (5.7) 의제약이지나치게자의적이지않음을시사하였다. 이상과같은더미변수의설정이문제점을지닐수있으나, 짧은기간동안두번의변화를갖는경우에통상적으로사용되는통계적검정방법이적용되기힘들다는점을감안하여이하의구조 VAR모형의추정과정에식 (5.6) 과식 (5.7) 을포함시켰다. 30) [ 그림 14] 에제시된결과를살펴보면더미변수를부여한충격반응함수는더미변수를사용하지않았을경우와마찬가지로경제이론과부합하는것으로나타나고있다. 더미변수로설명되는부분을제외하고노동공급교란항에의해유발되는실업률로구성된자연실업률의추정치를살펴보면외환위기동안자연실업률이급격히상승하였던원래의추정결과에비해외환위기동안다소상승하는데그치는것을제외하면원래의추정결과와대체로유사하다 ( 그림 15 참조 ). 실업률갭도이전의경우와마찬가지로경기변동에상응하는모습을보이고있다. 자연실업률은 1979~87년기간의평균 3.9% 수준에서 1988~97년기간동안 2.6% 로하락하였다가외환위기기간동안 4.2% 까지상승하고이후최근까지하락하고있는것으로추정되었다 ( 표 9 참조 ). 다변수관측인자모형의추정결과와마찬가지로최근의실업률갭이다소상승하는모습이관측된다. [ 그림 16] 에서외환위기더미를포함하는구조 VAR모형에의해추정된자연실업률을살펴보면전반적인수준은다변수비관측인자모형에의한결과와크게다르지않음을알수있다. 다만다변수비관측인자모형에의해추정된자연실업률보다구조 VAR모형에의한자연실업률이여전히더많은단기적인변동을보이고있다. 30) 구조변화시점이다르게추정된물가방정식과 GDP 방정식의상수항의구조변화를위한더미변수도고려하여보았지만, 의미있는결과를얻지못하였다.

71 제 5 장구조모형을이용한자연실업률추정 63 [ 그림 14] 구조 VAR 모형의충격반응함수 ( 외환위기더미 ) 1.5 Accumulated Response of of UR UR to shock1 to shock 1 Accumulated Response of of UR UR to shock2 to shock 2 Accumulated Response of UR UR to shock3 to shock Accumulated Response of GDP to shock1 to shock 1 Accumulated Response of of GDP GDP to shock2 to shock 2 Accumulated Response of GDP to shock3 to shock Accumulated Response of PGDP to shock1 to shock 1 Accumulated Accumulated Response of PGDP PGDP to shock2 to shock 2 Accumulated Response of PGDP to shock3 to shock 주 : shock1= 노동공급충격, shock2= 기타공급충격, shock3= 총수요충격, UR= 실업률, GDP= 국내총생산, PGDP=GDP 디플레이터.

72 64 한국의자연실업률추정방법비교연구 [ 그림 15] 구조 VAR 모형에의한자연실업률과실업률갭 ( 외환위기더미 ) 9 (% ) 자연실업률 실제실업률 (% p ) P T P T P T P T P T P T 주 : P 는경기순환의정점을, T 는경기순환의저점을각각나타냄.