<4E6F2E30325FC7D8BFDCC5F5C0DAB8A620C0A7C7D120B1B9B9CEBFACB1DD20BFDCC8AFB0C5B7A1C0C720B1B9B3BBBFDCC8AFBDC3C0E5BFA120B4EBC7D120BFB5C7E25FC1D6BBF3C3B62E687770>

Transcription

1 눈문제목 : 해외투자를위한국민연금외환거래의국내외환시장에대한영향분야 : 국제금융, 투자론저자명 : 주상철 (Sangchul Joo) 소속 : 국민연금연구원 (National Pension Service, NPRI) scjoo@nps.or.kr, sangchul.joo@gmail.com 해외투자를위한국민연금외환거래의국내외환시장에대한영향 2017 년 8 월 주상철 * 초록본연구에서는국민연금의해외투자를위한외환거래가국내외환시장에미치는영향을실증분석했다. 먼저국민연금의현물환거래가외환시장에서현물환율의변동성에미치는영향을추정한결과를보면해외투자비중이 20% 미만의기간동안에는국민연금의현물환거래가현물환율의변동성에영향을주지못한것으로나타난다. 그렇지만국민연금의해외투자비중이 20% 이상의기간에서는국민연금의현물환거래가현물환율수익률의변동성을증가시킨것으로추정된다. 이같은결과는국민연금의해외투자확대로현물환거래량이증가할수록현물환율의변동성에더크게영향을미칠수있음을시사한다. 다음외환스왑시장에서국민연금의외환스왑거래가선도환율에미치는영향을추정한결과를보면국민연금해외투자비중이 20% 미만의기간에서는국민연금의외환스왑거래가선도환율수익률의변동성에영향을주지못하는것으로나타난다. 그러나국민연금의해외투자비중이 20% 이상의기간과전체기간에서는국민연금의외환스왑거래가선도환율의수익률변동성을증가시키는것으로추정된다. 국민연금외환스왑거래가선도환율에미치는영향은전체기간에서보다해외투자비중이 20% 이상인기간에서더큰것으로추정된다. 이런결과는외환스왑시장에서국민연금이치지하는비중이높을수록국민연금의외환스왑거래가선도환율의변동성에미치는영향이크다는것을시사한다. 따라서외환시장에대한영향을최소화하면서해외투자를확대하기위해서는국민연금의외화계정에서단기외화자금운용의확대등을통해서안정적인외화조달체계를구축하는것이바람직해보인다. * 국민연금연구원연구위원 - 1 -

2 1. 서론 최근국내국민연기금의해외투자는포트폴리오의분산투자효과, 새로운투자기회확보및국내시장의제약요인극복등을위해빠르게확대되고있다. 국민연금기금의총투자자산대비해외투자비중은 2005년말 7.7% 에서 2016년말에는 27% 로증가했다. 국민연금해외투자규모도 2016년말현재 150.8조원으로 2005년 12.6조원의 10배이상증가했다. 국민연금의해외투자비중은향후에도지속적으로증가하면서 2021년경에는 35% 를상회할것으로전망된다. 이렇게국민연금해외투자가빠르게증가함에따라해외투자에수반되는외환거래가국내외환시장유동성과환율에영향을미칠수있다는우려가있다. 2016년말달러환산해외투자규모는 억달러로 2016년 4/4분기일평균원 / 달러거래금액 70억달러의약 18배에달하고, 2016년국민연금의일평균외환거래량이외환시장전체일평균거래량의 11.2% 에달한다는점을고려하면해외투자를위한대규모외환거래가외환시장에서원 / 달러환율에영향을줄가능성을배제할수없다. 더욱이원화는국제화되어있지않기때문에원화로달러화를매입하거나달러화를원화로환전하는거래는국내외환시장을통해서이루어지게되므로국민연금의대규모외환거래가환율에미치는영향이클수있다. 특히국내외환시장은그거래량이세계외환거래량에서 0.7% 를차지할만큼작으므로국민연금의대규모외환거래로거래량이예기치않게크게증가하면환율의변동성도그만큼증가할수있다. 또국내외환스왑시장도그규모가크지않으므로국민연금이환헤지를위한대규모외환스왑거래를할때유동성부족으로외환스왑시장에서선도환거래가원활하게수행되지못하거나선도환율이영향받을수도있다. 그렇지만국민연금의외환시장영향력에대한연구는그중요성에도불구하고주식시장에대한영향력의연구에비해상대적으로크게적은편이다. 이런인식하에본연구의목적은국민연금의해외투자와외환거래의현황을살펴보고외환시장의미시적분석방식을활용하여국민연금의해외투자를위한외환거래가실제국내외환시장환율의변동성에영향을미치는지를실증적으로분석하는것이다. 분석결과는국민연금의외환시장영향력을고려한해외투자정책의수립에도시사점을줄것으로예상된다. 본논문은다음과같이구성되어있다. 제 2장에서는선행연구에대해서정리하고제 3장에서는국민연금의해외투자와외환거래의현황을살펴보고, 제 4장에서는국민연금외환거래가외환시장에미치는영향을실증분석하며, 제 5장에서는연구결과의요약및결론을제시한다. 2. 선행연구 - 2 -

3 금융시장에서거래량과가격변동성간의관계를분석하는연구는다수있다. 주가및환율등의과도한변동성을설명하는데거래량변수를이용하는미시적구조의연구는활발히진행되고있다. 그렇지만외환시장에서의환율변동성과외환거래량의관계에대한연구는주식시장을대상으로한연구에비해서많이부족한편이다. 외환시장전체거래량이환율변동성간에미치는영향을분석한연구로는이승호외 (2006), 홍정효 (2008), 최기홍외 (2012), Galati(2000) 및 Mougoue et al(2011) 의연구를들수있다. 각연구의주요내용을보면다음과같다. 이승호외 (2006) 는외환거래자유화이후일별자료를이용하여우리나라외환시장에서거래량, 환율변동성및매입-매도스프레드간의상호관계를연립구조모형과 VAR모형을이용하여분석하였다. 분석결과거래량과변동성간의관계는동시적일뿐만아니라동태적으로정보의흐름이있다고보고한다. 또매입-매도스프레드는거래량과다른방향으로움직이며변동성에대해서는대체로양의관계를보인다고보고한다. 동연구는거래량이환율에미치는영향을분석하기보다는미시구조적관련변수들간의정보흐름과상호관계에분석의초점이맞추어져있어기관투자가의외환거래가환율에미치는영향을분석하는본보고서의연구와는차이가있다. 홍정효 (2008) 는국내원-달러현물시장에서의거래량과수익률간의영향력분석을위해원-달러현물시장수익률및거래량변화의일별시계열자료를이용하여 Granger 인과관계및충격반응함수분석을실시하였다. 먼저 Granger 인과관계분석결과원-달러현물시장수익률과원-달러현물시장거래변화량사이에는다소나마피드백적인상호의존관계가있다고보고한다. 그러나원-달러외환시장거래량의수익률에대한예측력이원-달러수익률의거래변화량에대한예측력보다상대적으로강하고지속적으로나타났다고보고한다. 그리고충격반응함수분석에서는원-달러거래량한단위변화에대해서원-달러수익률은하루가경과한다음반응을보인후10일까지지속하는것으로나타났다고보고한다. 최기홍외 (2012) 는미시적정보중의하나인외환거래량과환율변동성사이의관계를글로벌금융위기전후의원-달러외환시장수익률과거래량자료를이용하여실증적으로분석했다. 분석결과조건부분산방정식에당일외환거래량과전일외환거래량을포함시킨경우에금융위기전후와전체기간모두에서거래량에의한환율변동성의효과가유의하게나타났다고보고한다. 또당일외환거래량보다는전일외환거래량이원-달러환율변동성에더많은영향을미치는것으로나타났다고보고한다. Galati(2000) 는 동안미달러대비브라질리알, 멕시코페소및인디아루피등 7개신흥국통화의거래에서예상밖의거래량과환율변동성간의관계를분석하고거래량과환율변동성간에정의상관관계가있다고보고한다. 이런결과는다른연구의결과와유사하며, 통화거래량과환율변동성은혼합분포가설 (mixture of distributions hypothesis) 이뜻하는것처럼모두새로운정보에반응한다는것을시사한다. 그러나롤링회귀분석결과브라질리알, 멕시코페소및폴란드즈워티의경우격변의시기동안에는거래량과변동성간의관계가음의관계를보였다고보고한다. 이는혼합분포가설은정상적인시장조건에서는유효하지만충격으로변동성이갑자기증가하는기간에는 - 3 -

4 성립하지못할수있음을뜻한다. Mougoue et al(2011) 은미달러화로표시된 3개주요통화즉영국파운드, 캐나다달러및일본엔화의통화선물계약자료를활용하여거래량과변동성간의관계에대한가설을검증하였다. 그결과거래량과수익률변동성간에는음의상관관계가나타나그분석결과가혼합분포가설을뒷받침하지못한다고보고한다. 선형및비선형그랜저인과관계 (Granger Causality) 분석결과거래량과수익률변동성간에는의미있는리드-래그 (lead-lag) 관계가존재하며이는순차적정보도착가설 (sequential arrival of information(sai) hypothesis) 을지지하는것이라고보고한다. 또그들은전체적으로볼때그들의분석결과는중 단기통화관계들은펀더멘탈이아니고거래의역학관계 (trading dynamics) 에의해서지배된다는주장을뒷받침한다고보고한다. 다음으로국민연금과같은대규모기관투자가가외환시장에미치는영향을분석한연구로는 Beck et al(2008), 류두진 (2012), 임은하외 (2016) 등의연구가있다. 각연구의주요내용을살펴보면다음과같다. Beck et al(2008) 은글로벌금융시장에대한국부펀드의영향을분석했다. 그들은국부펀드가민간투자자와유사하게투자한다면그래서유동성고려보다는시가총액에따라해외자산을배분한다면, 공적포트폴리오는주요준비통화즉미-달러와유로에대한편중을줄일것으로분석한다. 결과적으로미달러및유로를사용하는국가로부터그렇지않은다른국가로자금이이동할것으로본다. 이경우유로지역과미국에서는자본유출이발생하는반면일본및신흥국시장으로는자본이순유입될것으로보고한다. 그렇지만국제자본흐름의리밸런싱이주가, 금리및환율에주는잠재적시사점은불확실하다고보고한다. 국부펀드는가격압력 (price pressure) 또는위험회피의변화 (a change of risk aversion) 를통해서자산가격및환율에영향을미칠수있다고주장한다. 그러나이연구는국부펀드들의글로벌외환시장에대한영향을분석했다는점에서어떤특정기관이특정외환시장에미치는영향을분석하는본연구와는차이가있다. 류두진 (2012) 은국민연금기금의규모가지속적으로증가하고국민연금이국내외환시장을통하여환위험을헤지한다고가정하고외환시장에큰충격을주지않는수준의해외투자규모를산출하였다. 국민연금기금규모의증가에대한추계와국내외환시장규모에대한예측치에근거한실증분석결과국민연금의해외투자가기금적립금의 30% 정도확대되더라도외환시장에미치는파급효과는단기적으로는크지않을것이라고보고한다. 구체적으로 GDP의과거및향후전망치자료를활용하여외환시장규모를추계한후그값과추계된국민연금기금의적립금규모를비교하여외환시장에큰파급효과를주지않는해외투자규모를대략적으로제시한다. 그렇지만그연구는실제국내외환시장의일별외환시장거래량자료와국민연금일별외환거래량자료를활용하여외환시장에미치는영향을분석하는본연구와는차이가있다, 임은하외 (2016) 의연구는국민연금기금의외환거래가국내외환시장의환율과그변동성에영향을줄수있다는인식하에국민연금의외환거래가국내외환시장에미치는영향을분석하였다. 동연구는국민연금기금의외환거래량을외생변수로하는 GARCH-X 모형을활용 - 4 -

5 하여 의기간동안기간전체및각세부연도별로그거래량이외환시장에미치는영향을분석했다. 분석결과해외투자규모가본격적으로확대되기전에는국민연금의외환거래량은양 (+) 의방향으로환율변동성에영향을미쳤으나, 오히려해외투자규모가증가한후반기에는음의방향으로유의성을나타냈다고보고한다. 전체적으로는국민연금의외환거래는환율의변동성을감소시킨다고보고한다. 특히 2010년에서 2014년으로올수록국민연금의외환거래가환율변동성을감소시키는영향은더강해진다고보고한다. 이연구분석방식면에서본연구와유사하나분석기간및모형의구성이본연구와차이가있으며본연구에서는국민연금의외환스왑시장에대한영향에대한분석도포함된다. 3. 국민연금의해외투자와외환거래추이 3.1 해외투자추이 국민연금은 2001년 7월외화표시한국채권에대한투자를통해해외투자를시작했다. < 그림 1> 에서보는바와같이 2003년에 7,000억원에불과했던해외투자는 2007년에는 23.2조원으로증가했다. 그후해외투자는 2008년글로벌금융위기로 7조원정도감소한적이있지만 2009년부터는다시빠르게증가해 2016년말에는 150.8조원에달하여 2008년투자규모의 9.8배로증가했다. 국민연금총자산대비해외투자비중도 2008년말에는 6.9% 에불과했지만 2016년말에는 27% 로크게확대됐다. < 그림 1> 국민연금의전체해외투자규모및비중추이 < 그림 2> 국민연금신규해외투자와국내외환거래량 자료 : 국민연금공단 자료 : 국민연금공단, 한국은행 - 5 -

6 이같이국민연금의해외투자가빠르게증가함에따라국민연금의신규해외투자가국내외환시장외환거래량에서차지하는비중도증가했다. 실제국민연금해외투자가본격적으로증가하기시작한 2009년이후월평균신규해외투자규모를보면 2009년 7.3억달러에서 2016년에는 18.5억달러로증가했다. 유럽재정위기로 4억달러에그친 2011년을제외하고는 2016년까지증가하는모습을보였다. 월평균신규투자규모가일평균외환시장거래량에서차지하는비중도 2014년 14.7% 에서 2016년에는 22.2% 로꾸준히증가했다. 이런상황에서월중해외투자가특정기간에집중적으로이뤄진다면그리고여기에기존투자의매매를위한외환거래가합쳐진다면해외투자가외환시장에영항을줄가능성이적지않을것으로판단된다. 또 2009년부터 2016년까지월평균신규해외투자규모는 12.3억달러에달하는데이는동기간일평균외환시장거래량 80.9억달러의 15.2% 에해당된다. 이같은사실을고려할때도국민연금해외투자를위한외환거래규모는어느정도국내외환시장에영향을줄수있는규모인것으로보인다. 3.2 환위험관리추이 국민연금은해외투자를시작한이후 2007년까지는특별한환헤지정책이없는상태에서해외투자에대해서 100% 환헤지를하였다. 그런데 2007년부터는해외투자규모증가등으로환율변동의투자성과에대한영향이커짐에따라기금포트폴리오의원화기준가치를보존해야한다는배경하에환헤지정책을수립하였다. 초기의환헤지정책은환위험관리체계를개선발전시키기위한방향설정을위한것이었다. 여기서제시된환헤지정책의목표는포트폴리오의변동성축소, 허용된범위내에서의수익률제고및대규모환손실로부터기금을보호하는것이다. 이상의세가지목표중최우선목표는환율변동에의한포트폴리오의변동성을축소시키는것이다. 2007년 12월최초로전략적환헤지비율을정할때에는해외채권의전략적환헤지비율은 100%, 해외주식의전략적환헤지비율은 50% 였고, 전략적환헤지목표는 개별자산군변동성최소화였다. 그리고해외대체의경우는주식성격의투자는해외주식환헤지정책을, 채권성격의투자는해외채권의환헤지정책을적용하기로했다. 그다음 2009년 9월에는 전체자산군변동성최소화 라는환헤지정책의목표하에전략적환헤지비율을재설정하였다. 이에따라해외채권의전략적환헤지비율은 100% 로유지했지만해외주식및대체투자의전략적환헤지비율은 0% 로변경하였다. 당시시뮬레이션결과전체자산변동성최소화를위해서는해외채권및해외주식투자모두완전환오픈 (0% 헤지 ) 하는것이최적이었지만해외채권투자의경우환헤지비율이 100% 로유지되었다. 그이유는해외채권투자의경우외환변동성이해외채권자산자체의변동성보다커환오픈시해외채권의변동성증가가우려되었고, 당시해외채권은장기통화스왑비중이높아 1) 환오픈유인이상대적으로 - 6 -

7 낮았기때문이다. 2007년전략적환헤지비율의도입이후전략적환헤지비율에따른연도별환헤지목표비율의경과를보면 < 표 1> 과같다. 해외채권의경우 100% 로일정하게유지되었지만해외주식투자의환헤지목표비율은 2009년말 70%, 2010년말 50%, 2011년말 30%, 2012년말 20%, 2013년말 10% 그리고 2014년말 0% 로이행되었다. < 표 1> 국민연금기금의전략적헤지비율변화 2007 년 2009 년 2015 년 자산군 기금운용위원회 기금운용위원회 기금운용위원회 최초설정 변경 변경 해외채권 100% 100% 해외주식 ( 해외대체포함 ) 전략적환헤지목표 50% 0% 개별자산군의위험 전체자산의위험 최소화 최소화 0% 전체자산의위험최소화 주 : 1) 2015년 12월자산전체에대한환헤지비율을 0% 로변경했지만해외채권의환헤지비율은 2017년 50% 에서 2018년 0% 로단계적으로이행하기로함자료 : 보건복지부 한편 2015년 12월에는국민연금해외투자전체의전략적환헤지비율이 0% 로변경됐다. 이에따라해외주식및해외대체의환헤지비율은종전처럼 0% 로유지되지만해외채권에대한헤지비율은기존의 100% 에서 2017년말 50% 로축소되고 2018년말에는최종적으로 0% 로이행된다. 해외채권의경우원화 (KRW)-미달러(USD) 간의환은오픈 (0% 헤지 ) 하되로컬통화의경우기존과동일하게 USD기준으로헤지한다. 현재해외채권의직접및위탁매니저는 USD 헤지기준수익률로평가받고있으며, 위탁운용사는 USD기준으로헤지하고있어헤지지비율변경으로큰변화가초래될가능성은거의없다. 1) 년한국은행과장기 (10 년 ) 통화스왑계약을체결하여해외채권환헤지를하였는데이는 2009 년말당시국민연금환헤지를위한전체스왑물량의 57% 를차지하였다

8 < 표 2> 연도별환헤지목표비율경과 목표연도 ( 기안연월 ) ( 07.12) 08년 ( 08.10) 09년 ( 08.12) ( 09.9) 10년 ( 10.6) 11년 ( 10.11) 12년 ( 11.12) 13년 ( 12.09) 환헤지목표비율 해외채권 ( 허용범위 ) 해외주식 ( 허용범위 ) 비고 100% (±2%p) 70% 장기전략적목표로단계적이행 100% 90% 2008년말까지만헤지비율상향조정 1), (±2%p) (±10%p) 해외주식변동성확대로허용범위확대 2) 100% 70% (±2%p) (±10%p) 장기전략적목표로단계적이행 100% 50% (±2%p) (±10%p) 장기전략적목표로단계적이행 해외채권벤치마크에서이머징국가채권비 100% 50% 중 (2-3%) 및이머징통화변동성 (13-20%) 을 (±10%p) (±10%p) 고려하여허용범위를 ±10%p로확대 100% 30% (±10%p) (±10%p) 장기전략적목표로단계적이행 100% 20% (±10%p) (±10%p) 장기전략적목표로단계적이행 100% 10% (±10%p) (±10%p) 장기전략적목표로단계적이행 14 년 ( 12,12) 100% (±10%p) 0% (±10%p) 장기전략적목표로단계적이행 15 년 ( 15,12) 15년 100% 17년 50% 18년말 0% 0% 외환익스포저를자산투자와분리하여통합관리 주 : 1) 환헤지비율이낮을수록최초투자시외화를시장에서많이매입해야했으나당시금융위기로원 / 달러환율이급등하며외환시장에서달러화조달이극도로어려워진데기인 2) 당시해외주식가격이하락하며헤지비율이자동적으로상승하게되어환헤지목표비율을맞추기어려워진데기인자료 : 국민연금공단 3.3 외환거래추이 해외투자를위한국민연금의일평균현물달러거래량은해외투자규모가 16.2조원이었던 2008년에는 1.3억달러에불과했지만해외투자규모가 150.8조원으로증가한 2016년에는 9.3억달러로 7배정도확대됐다. 이에따라국민연금일평균원 / 달러현물거래량이외환시장전체의현물원 / 달러거래량에서차지하는비중도빠르게증가했다. < 그림 3> 에서보 - 8 -

9 면외환시장외환거래량대비국민연금일평균외환거래량의비중은 2008년에는 1.6% 에불과했지만 2013년에는 5.7% 로증가하고그후에는더빠르게증가해 2016년에는 11.2% 에달했다. 국민연금의외환시장비중이빠르게증가한것은외환시장전체거래량은 2012년이후소폭감소했는데비해국민연금거래량은빠르게증가했기때문이다. 실제외환시장의일평균거래량은 2012년 91.1억달러에서 2016년 83억달러로감소했지만국민연금일평균거래량은같은기간 4.2억달러에서 9.3억달러로증가했다. < 그림 3> 국민연금및외환시장의일평균현물원 / 달러거래량추이 < 그림 4> 국민연금및외환스왑시장의일평균외환스왑거래량추이 자료 : Bloomberg 주 ) 국민연금외환스왑의만기는 1 개월이므로전체외환거래량중에서 20% 를차지하는 1-3 개월의만기를갖는외환스왑거래량과비교함자료 : Bloomberg 2016년말국민연금의국내주식투자가국내주식시장시가총액에서차지하는비중이 7% 정도인점을고려할때외환시장거래량대비국민연금외환거래량비중이 11.2% 에달한다는것은국민연금의외환거래의외환시장비중이상대적으로높다는것을시사한다. 특히국내외환시장거래량이세계전체외환거래량에서차지하는비중이 0.7% 정도로작고원 / 달러시장이국제화되어있지않기때문에국내외환시장거래량이빠르게증가하지않는한국민연금의외환거래의외환시장비중은더높아질가능성이크다. 한편환헤지를위한국민연금의일평균외환스왑거래는 2008년 1.4억달러에서 2016년에는 8.8억달러로증가했지만증가속도는현물환거래의증가속도만큼빠르지못하다. 그것은해외투자의증가에도불구하고목표환헤지비율이축소됐기때문이다. 그렇지만외환시장의전체외환스왑거래량중에서 20% 를차지하는 1-3개월만기외환스왑거래량 2) 에서국민연금의 1개월만기외환스왑거래량이차지하는비중은상대적으로매우높은수준이다. 2) 외환업계에따르면외환스왑거래중선도환의만기별비중은 7 일이내 70%, 1-3 개월 20%, 3 개월이상은 10% 로파악되고있다

10 < 그림 4> 에서보면국민연금이외환스왑시장에서차지하는비중은 2008년에는 7.7% 를차지하고, 2010년부터 2014년까지는 20% 수준을유지하다가 2015년에는 29% 로증가한후 2016 년에는 44% 로대폭증가했다. 2008년과 2009년에는해외채권및해외주식투자에대해서각각 100% 및 70% 환헤지했지만해외투자규모가적어국민연금이외화스왑시장에서차지했던비중도적었던것으로보인다. 반면 2014년이후에는해외채권투자에대해서는 100% 환헤지를유지했지만해외주식투자에대해서는환오픈을했음에도불구하고해외투자규모의증가로국민연금의외환스왑시장비중이증가한것으로판단된다. 또 2014년이후국민연금비중이증가한것은이처럼국민연금외환스왑거래량은증가했지만외환시장외환스왑거래량은오히려소폭감소한데도기인한다. 4. 국민연금의외환시장영향에대한실증분석 4.1 국민연금현물환거래가현물환율변동성에미치는영향 분석방법및모형 국민연금의해외투자를위한외환거래가원화환율의변동성에미치는영향을분석하기위해서는먼저환율변동성의추정이필요하다. 환율변동성추정을위해서는변동성의시간가변성과군집성을잘표현할수있는 Bollerslev(1986) 의일반화자기회귀조건부이분산 (GARCH) 모형 3) 을활용하는것이바람직하다. GARCH(Generalized AutoRegressive 3) Bollerslev 는금융시장변동성의세가지특징, 즉첫째, 변동성은시간에따라변한다는것, 둘째, 변동성은군집현상 (volatility cluster) 을보인다는것, 셋째, 정규분포보다두꺼운꼬리분포를갖는초과첨도의특징을갖는다는것을분석하여 GARCH 모형을제안하였다. 그는오차의분산이잔차항의자승치뿐만아니라시차를갖는조건부이분산에의하여설명됨을보였고, 이를 GARCH 모형이라하였다. GARCH(p,q) 모형을구체적으로살펴보면다음과같다. 단, 위식에서 q=0 이면 Engle의 ARCH(p) 가되며, p=q=0 이면 는단순히백색잡음 (white noise) 이된다. 위식에서보는바와같이 ARCH(p) 의형태에서는조건부분산식이과거의표본분산과함수관계에있으나, GARCH(p,q) 의형태에서는조건부분산식에과거의조건부분산이반영되고있다. 실제로변동성이지속적인대다수금융시계열들은 GARCH(1,1) 모형으로모형화될수있는것으로알려져있다

11 Conditional Heteroscedasticity) 모형은 ARCH 구조에조건부분산의시차를추가시켜시차구조에보다탄력성을줄수있는장점을갖는다. 그리고여기서는국민연금의외환거래량이환율변동성에미치는영향을분석하는것이주요목적이므로조건부분산을설명하는변수로전기의잔차항의제곱과전기의분산에더하여국민연금의외환거래량을공변량 (covariate) 변수로추가하는 GARCH-X 모형을구성한다. 그런데표준적인 GARCH 모형은정보에대한변동성의반응이대칭적인것으로가정하고있어금융자산수익률에서흔히관찰되는변동성의비대칭성을설명할수없는한계가있다. 외환시장에서는주식시장과유사하게환율이긍정적충격 (positive) 과부정적충격 (negative) 에비대칭적으로반응하여변동성비대칭성 (volatility asymmetry) 이크게나타난다. 일반적으로투자자들은위험회피성향을갖고있어호재보다악재에더민감하게반응하는특성을갖고있기때문에변동성비대칭성이나타난다. 변동성비대칭성이있을경우표준적인 GARCH 모형은호재로인한변동성변화를과대추정하는반면, 악재의효과는과소추정하는결함을지니게된다. 본연구에서는이같은문제점을고려하여악재와호재에대해서변동성에미치는영향이다르게추정될수있는 Glosten et al(1993) 의 GJR-GARCH 모형을선택하였다. 여기서는환율수익률을잘설명할수있는모형의선택을위하여평균방정식을 AR(p) 로설정하고, 오차항의조건부분산은비대칭성을고려한 GJR-GARCH(p,q) 로설정하였다. 모형의시차는추정치의유의성, 잔차에대한 Ljung-Box 검정과 ARCH 검정결과를기준으로선택하였다. 또본연구의실증분석모형은모형의분산방정식에서공변량 (covariates) 으로국민연금외환거래량변수가활용되고있으므로 AR(1)-GJR-GARCH(1,1)-X 모형이라고할수있다. 과거 GARCH-X 모형에서는대부분공변량으로경제변수들이사용되었지만최근에는변동성을설명할수있는다양한변수들이활용된다. 4) 따라서국민연금현물환거래가환율변동성에미치는영향을분석하기위해다음과같은모형식을설정한다. 평균방정식 : (1) 분산방정식 : (2) 식 (1) 에서 는환율수익률을나타내고, 은국내외환시장외환거래량의변화율이며, 는환율수익률의기대치를나타낸다. 변수의계수인 는외환시장거래량변화가환율수익률에미치는영향을나타낸다. 의추정계수가양 (+) 이면외환거래량이증가할때원-달러환율수익률이상승하는것을의미하고음 (-) 이면환율수익률은하락하는것을의미한다. 식 (2) 에서 는조건부분산을의미하고 c는평균변동성을나타내는데 c는 0보다크다 ( ) 는조건을만족시켜야한다. 는변동성의시간가변성혹은이분산성을나타내며, 4) Han(2010) p

12 양 (+) 의값을가진다. 그리고 는변동성이지난시점에서의조건부분산에의존하는정도를의미하므로변동성의군집화정도를나타내며양 (+) 의값을가진다. 한편 은나쁜뉴스 ( ) 일경우에는 이고, 좋은뉴스 ( ) 일경우에는 인더미변수이다. 따라서전기에나쁜뉴스가발생하면변동성은 ( ) 만큼증가하고, 좋은뉴스가발생하면변동성은 만큼증가한다. 나쁜뉴스의발생이좋은뉴스의발생보다변동성을더크게증가시킨다면 은 0보다큰값을가질것이다. 즉 λ계수가양 (+) 의값을가지면나쁜뉴스를뜻하는음 (-) 의잔차가좋은뉴스를뜻하는양 (+) 의잔차보다변동성을더크게증가시킨다는것을뜻한다. 그리고 는국민연금현물환거래량의변화율이다. 의계수인 는 이라는조건을만족시켜야한다. 5) 추정계수가양 (+) 으로나타나고유의하다면국민연금외환거래량이많아질수록환율변동성은증가하는것을의미한다 자료분석 본연구에서사용한자료는 2008년 1월 1일부터 2017년 1월 31일까지의원-달러환율, 정보흐름의대리변수로서미시적정보가내포되어있다고알려진국내외환시장에서의현물환거래량, 국민연금의현물환거래량의시계열이다. 외환시장의현물환거래량은외국환중개회사로부터국민연금현물환거래량은기금운용분부로부터구하였다. 2008년 1월부터의환율자료를사용한것은 2008년이전에는국민연금이한국은행과의통화스왑 6) 을통해달러화를조달해실제국민연금의국내외환시장에서의외환거래는 2008년부터시작되었기때문이다. 그리고국민연금의해외투자정도에따른영향을알아보기위해국민연금의해외투자비중에따라분석기간을구분하여분석하였다. 즉전체분석기간을 2008년 1월 2일부터 2013년 12 월 31일까지의해외투자비중 20% 미만기간그리고 2014년 1월부터 2017년 1월 31까지의해외투자비중 20% 이상의기간으로구분하였다. 일별원-달러환율수익률은다음과같이일별원-달러환율의로그차분에 100을곱해서구했다. ln 5) Han(2010) p.4 6) 한은과국민연금의통화스왑은국민연금입장에서는해외투자에필요한외화를안정적으로조달하고한은입장에서는스왑기간중통화증발을억제하는효과를얻기위해 2005 년 5 월시작됐다. 국민연금과한은간의통화스왑거래는한은이외환보유액중일부를일정기간동안국민연금에빌려주고, 국민연금은그에상응하는규모의원화를제공하는방식이다. 이자는 6 개월마다정산하며한은은국민연금에 5 년만기국고채이자를지급하고국민연금은한은에미국채이자를지급하는방식이다. 그런데그통화스왑거래는 2007 년말국민연금이자체자금조달능력을갖추게되고, 국내스왑시장규모도충분히확대되어굳이그필요성이줄어든데다해외투자는확대하더라도채권비중은줄이겠다는국민연금의중기운용계획과배치되어중단됐다

13 여기서 는당일의원 - 달러현물환율의종가이고 는전일의원 - 달러현물환율 의종가이며, 는원 - 달러환율의수익률이다. (1) 시계열자료추이 < 그림 5> 는원 / 달러환율과원 / 달러환율의전일대비수익률의추이를보여준다. 원 / 달러환율은글로벌금융위기의영향으로 2009년 3월초 1570원까지상승했다가그후 2010년 4월에는 1107원까지하락했다. 그다음 2010년 5월에는 1252원까지상승하고 2014년 7월에는 1010원으로하락한적이있지만대체로 1100원과 1200원사이에서등락을보였다. 환율수익률은 2008년중반이후에는 ±10% 까지등락을보인적이있지만그후점차안정되었다. 특히 2012년-2014년동안에는대체로 ±0.5% 범위에서안정되었지만그후환율상승과함께변동폭이소폭확대되었다. < 그림 5> 원 / 달러환율및환율수익률추이 < 그림 6> 국내외환시장의원 / 달러현물환거래량과국민연금거래량추이 자료 : Bloomberg 자료 : 국민연금공단, 한국은행 국내외환시장거래량과국민연금의거래량추이는 < 그림 6> 에나타나있다. < 그림6> 에서보면외환시장의 1일거래량은 2008년초에는 160억달러에달했으나금융위기의영향으로 2008년 11월에는 23억달러까지하락했다가 2012년 7월까지완만한증가세를보였다. 그후에는증가세를멈추고대체로 80억달러전후에서움직이고있다. 국민연금현물환거래량은 2009년중반까지미미했지만그후증가하여 2014년까지는대체로 5억달러전후에서움직이다가 2015년부터는확대되는모습을보이고있다. (2) 기초통계분석

14 일별원 / 달러환율수익률표본의주요기초통계량은 < 표 3> 에나타나있다. 원 / 달러수익률의평균은양의값으로나타나표본기간중원화가소폭절하되었음을알수있다. 최댓값과최솟값의차이는금융위기가있었던해외비중 20% 미만기간에 20% 를상회하여해외비중 20% 이상기간보다훨씬더크다. 이를반영하여표준편차도해외비중 20% 미만기간에서해외비중 20% 이상기간보다더크게나타난다. 20% 미만의기간과전체기간의경우 J-B 통계량이매우큰값으로나타나원 / 달러환율수익률은정규분포를따르지않는다는것을시사한다. 즉정규분포보다첨도가크고꼬리부분이두꺼운분포를하는것으로나타나는데, 이는폭등과폭락이정규분포에서나타날수있는것보다훨씬빈번하게있었다는것을의미한다. < 표 3> 원 / 달러일별환율수익률표본의기초통계량 ( 단위 :%) 해외비중 20% 미만기간해외비중 20% 이상기간 ( ) ( ) 전체기간 평균 최대값 최소값 표준편차 왜도 첨도 J-B *** 5.69 * *** 주 ) J-B 통계량은시계열이정규분포를한다는귀무가설을검정하기위한통계량이며 *** 는 1% 유의수준에서 * 는 10% 유의수준에서귀무가설이기각된다는것을나타낸다. < 표 4> 에는외환시장원 / 달러현물거래량자료에대한기초통계량이나타나있다. 전체표본기간중우리나라외환시장의일평균거래량은 81억달러수준이다. 해외비중 20% 미만기간동안의일평균거래량은 80.6억달러로해외비중 20% 이상의기간의거래량 82.5억달러보다는적지만그차이는크지않다. 반면해외비중 20% 미만기간의표준편차는 22억달러로 20% 이상의기간표준편차보다더크다. 해외비중 20% 미만기간과전체기간의경우왜도가 0보다커오른쪽으로두껍고긴꼬리를갖는분포를갖으며, 첨도가 3보다작아정규분포보다덜뾰족한분포를갖는것으로보인다

15 < 표 4> 외환시장원 / 달러일별현물거래량의기초통계량 ( 단위 : 백만 USD) 해외비중 20% 미만기간해외비중 20% 이상기간 ( ) ( ) 전체기간 평균 최댓값 최솟값 표준편차 왜도 첨도 J-B 11.7*** *** 주 ) < 표 3> 참조 < 표 5> 국민연금원 / 달러일별현물거래량의기초통계량 ( 단위 : 백만 USD) 해외비중 20% 미만기간해외비중 20% 이상기간 ( ) ( ) 전체기간 평균 최댓값 최솟값 표준편차 왜도 첨도 J-B 64.1*** 771*** 2573*** 주 ) < 표 3> 참조 국민연금원 / 달러일별현물거래량의기초통계량은 < 표 5> 에나타나있다. 전체표본기간동안의국민연금일평균거래량은 4.8억달러로외환시장일평균거래량의 6% 수준이다. 그런데해외투자비중 20% 이상기간의일평균거래량은 7.3억달러로해외투자비중 20% 미만기간의거래량 3.4억달러보다 2배이상많다. 외환시장전체거래량에서차지하는비중도해외투자비중 20% 이상의기간에서는 8.9% 로해외투자비중 20% 미만의기간에서의 4.2% 보다배이상크다. 이는국민연금의외환거래가해외투자와함께빠르게증가했음을시사한다. 국민연금일별거래량의표준편차를보면해외투자비중 20% 미만기간의경우 2.7억달러였지만해외투자비중 20% 이상의기간에서는 4.4억달러로확대됐다. 이는국민연금현

16 물달러거래량의변동성은외환시장거래량의경우와는반대로 20% 이상의기간에더확대되었음을시사한다. 해외투자비중 20% 이상기간과전체기간의경우첨도가 3보다크고왜도가 0보다커정규분포보다뾰족한분포를보이며오른쪽으로두껍고긴꼬리를갖는분포를하고있음을알수있다. 결국기초통계분석에서각표본기간동안변수들의기초통계량을보면왜도는 0보다크거나작아대칭적이지못하고, 첨도는 3보가크거나작아정규분포보다는더뾰족하거나덜뾰족한분포를보인다. 또 J-B 통계량도시계열이정규분포를한다는귀무가설을기각한다. 이와같은통계량의특성은분포의비대칭성을고려한 GJR-GARCH-X모형을구축하는것이타당하다는것을시사한다. (3) 단위근검정실증분석에불안정한시계열을사용할경우그결과에가성회귀문제가발생할수있다. 이런문제를방지하기위해시계열표본자료의안정성또는정상성 (stationarity) 을판단할수있는단위근 (unit root) 검정을실시할필요가있다. 본연구에서는이를위해 ADF(augmented Dickey-Fuller) 검정과 PP(Phillips-Perron) 검정을실시하였다. 그결과는 < 표 6> 에나타나있다. < 표 6> 에서보면모든기간에있어서원 / 달러환율수익률및거래량시계열에대한 ADF 및 PP검정통계값은이들시계열에단위근이존재한다는귀무가설을기각한다. 따라서본분석에서활용되는모든시계열은안정적인시계열자료임을알수있다. < 표 6> 원 / 달러현물환율및거래량자료에대한 ADF검정과 PP 검정결과 구 분 ADF 검정 PP 검정 전체기간 *** *** 원 / 달러수익률 해외비중 20% 미만 *** *** 해외비중 20% 이상 *** *** 전체기간 *** *** 시장원 / 달러거해외비중 20% 미만 *** *** 래량해외비중 20% 이상 *** *** 전체기간 *** *** 국민연금원 / 달러해외비중 20% 미만 *** *** 거래량해외비중 20% 이상 *** *** 주 ) *** 는 1% 유의수준에서단위근이존재한다는귀무가설이기각되는것을나타낸다

17 4.1.3 추정결과 여기서는국민연금원 / 달러현물거래량이원 / 달러환율의변동성에미치는영향을보기위해앞에서설정된 AR(1)-GJR-GARCH(1,1)-X 모형인식 (1)-(2) 를 동안의데일리자료를사용하여추정하였다. 여기서분석기간은국민연금해외투자비중이 20% 미만인기간 ( ), 해외투자비중이 20% 이상인기간 ( ) 및전체기간으로구분됐다. 모형식 (1)-(2) 의추정결과는 < 표 7> 에나타나있다. < 표 7> 에서추정결과를보면 φ계수는음의값을갖지만통계적으로유의하지못해전일의환율수익률은금일의환율수익률에영향을미치지못하는것으로나타난다. 반면 θ계수는모든기간에서 1% 유의수준에서양 (+) 의값을갖는것으로나타난다. 이것은모든기간에서외환시장현물거래량이증가할때환율수익률이상승했음을뜻한다. α, β 계수는모든기간에서 1% 유의수준에서양의값으로추정되었는데이것은전일의환율수익률에대한충격이현재의환율수익률의변동성에영향을미치며, 변동성의군집성이지속된다는것을의미한다. λ계수값이통계적으로유의한데이는변동성의비대칭성이존재한다는것을뜻한다. 그렇지만 λ계수값이음 (-) 으로추정되어나쁜뉴스의발생이좋은뉴스의발생보다변동성을더크게증가시키지못한다는것을시사한다. 또 LB Q통계량의 P 밸류는잔차들이계열상관성을갖지않는귀무가설을기각하지못하고수용한다는것을뜻한다. 따라서모형내에서잔차들간의계열상관성이존재하지않아모델은적절하게선택된것으로판단된다. 그런데국민연금외환거래량이환율수익률의조건부변동성에미치는영향을나타내는 δ계수는기간별로다르게나타난다. 국민연금의외환거래량이전체거래량의 4% 정도였던해외투자비중 20% 미만의기간에서는분산방정식에서 δ계수가통계적으로유의하지않게나타난다. 이는해외투자비중 20% 미만의기간에서는국민연금의외환거래량이환율수익률의변동성에영향을주지못했다는것을시사한다. 그러나국민연금의현물외환거래량이전체외환시장거래량의약 9% 였던해외투자비중 20% 이상의기간에서는 δ계수추정치는 1% 유의수준에서양 (+) 의부호를갖는다. 이런결과는국민연금의외환거래량이증가할때환율수익률의변동성이증가했다는것을시사한다. 그렇지만전체기간동안에서는 δ계수의추정치는통계적으로유의하지못한것으로나타나난다. 이는전체기간동안으로볼때국민연금외환거래량이환율수익률의변동성에통계적으로유의미한영향을미치지못했다는것을시사한다. 결국 2008년이후국민연금의해외투자를위한현물원 / 달러거래는상대적으로외환거래량이적었던해외투자비중 20% 미만의기간에는외환시장에서의환율의수익률의변동성에영향을미치지못했지만외환거래량이보다증가했던해외투자비중 20% 이상의기간에서는실제로환율수익률의변동성을증가시키는쪽으로영향을미친것으로판단된다. 이와같은분석결과는국민연금의해외투자확대로외환거래량이증가할수록국민연금의외환거래

18 가환율의변동성에더크게영향을미칠수있음을시사한다. < 표 7> 국민연금현물환거래량변화가원 / 달러환율수익률변동성에미치는영향추정 평균방정식 μ θ 분산방정식 C α β λ δ 해외비중 20% 미만기간 ( ) (1.4002) (0.0301) *** (0.0006) ( ) *** (0.0255) *** (0.0156) *** (0.0251) (0.0051) 해외비중 20% 이상기간 ( ) (1.8233) (0.0372) *** (0.0007) (8.3059) *** (0.0133) *** (0.0101) *** ( ) *** (0.0028) 전체기간 (1.1260) (0.0218) *** ( ) *** ( ) *** (0.0181) *** (0.0130) *** (0.0172) (0.0043) 로그우도 LB Q(40) 39.22(0.4600) 28.94(0.8804) 47.71(0.1597) 주 ) ( ) 는표준오차, LB Q 통계량의경우 ( ) 는 P 값임 4.2 국민연금외환스왑거래가선도환율변동성에미치는영향 분석방법및모형 본절에서는국민연금의환헤지를위한외환스왑거래가외환스왑시장에미치는영향을분석한다. 보다구체적으로는국민연금의외환스왑을위한선도환거래가선도환율 (forward exchange rate) 의변동성에미치는영향을분석한다. 선도환율은현물환율과달리선물환계약의만기별로다양하게결정된다. 현물환거래량이현물환율변동성에미치는영향분석의경우처럼외환스왑거래량이선도환율의변동성에미치는영향을일률적으로분석하기는어렵다. 따라서국민연금의외환스왑거래량이국민연금의선도환계약기간과같은만기가

19 개월인선도환율의변동성에미치는영향을분석한다. 그리고이같은분석을위해앞의현물환매매의영향분석에서사용된모형과유사한 GJR-GARCH(1,1)-X 모형을활용한다. 다만여기서의평균방정식에서는선도환율은현재시점에서의현물환율에도크게영향을받기때문에선물환변화율의시차변수 (AR(1)) 대신현물환율의변화율을포함시킨다. 그리고외환스왑시장에서만기가 1개월인선도환의시장거래량은따로구하기어렵기때문에시장거래량변수는평균방정식에서제외한다. 이상의설명을반영한 1개월만기선도환율과국민연금의선도환거래량이포함된 GJR-GARCH-X 모형의평균방정식과분산방정식은다음과같이설정한다. 평균방정식 : (3) 분산방정식 : (4) 위식 (3) 에서 는당일 1개월만기선도환율의수익률이고, 은당일현물환율의수익률이다. 의추정계수가양 (+) 이면현물환율수익률이상승할때원-달러선도환율수익률이상승하는것을의미하고음 (-) 이면선도환율수익률은하락하는것을의미한다. 식 (4) 는앞에서의국민연금현물거래량의영향을분석할때와같이양의값의잔차가음의값의잔차와다르게영향을미치는비대칭적조건부분산행태 (asymmetrical conditional variance behavior) 를나타낸다. 는조건부분산을의미하고, c는평균변동성을나타내며, 는변동성의시간가변성혹은이분산성을나타내며, 그리고 는변동성이지난시점에서의조건부분산에의존하는정도를의미하므로변동성의군집화정도를나타낸다. 그리고 c, 및 는모두양 (+) 의값을갖는다. 한편 은나쁜뉴스 ( ) 일경우에는 이고, 좋은뉴스 ( ) 일경우에는 인더미변수이다. 그리고 는국민연금선도환거래량의변화율이다. 추정계수가양 (+) 으로나타나고통계적으로유의하다면국민연금선도환거래량이많아질수록선도환율의변동성은증가하는것을의미한다 자료분석 본연구에서사용한자료는앞에서의현물환율변동성분석때와같이 2008년 1월 1일부터 2017년 1월 31일까지의 1개월만기원-달러선도환율, 국민연금의외환스왑을위한선도환거래량의시계열이다. 그리고분석기간은국민연금의해외투자정도에따른영향을알아보기위해국민연금의해외투자비중에따라구분되었다. 즉현물환율에대한영향의분석때와같이전체분석기간을 2008년 1월 2일부터 2013년 12월 31일까지의해외투자비중 20% 미만기간그리고 2014년 1월부터 2017년 1월 31까지의해외투자비중 20% 이상의기간으로구분하였다

20 일별원-달러선도환율수익률은다음과같이일별원-달러선도환율의로그차분에 100 을곱해서구했다. ln 여기서 는당일의원 - 달러선도환율의종가이고 는전일의원 - 달러선도환 율의종가이며, 는원 - 달러선도환율의수익률이다. (1) 시계열자료추이 < 그림 7> 은 1개월만기원 / 달러선도환율과그선도환율의전일대비수익률의추이를보여준다. 원 / 달러선도환율은글로벌금융위기의영향으로 2009년 3월초 1570원까지상승했다가그후 2011년 7월에는 1052원까지하락했다. 그다음 1100원내외에서등락을보이다 2014년 7월에는 1052원까지하락한후다시상승흐름을보여 2016년 2월에는 1240원까지상승했다가등락흐름을보이고있다. 1개월만기선도환율수익률은 2008년중반이후 ±10% 이상까지등락을보인적이있지만그후점차안정되었다. 특히 2012년-2014년동안에는선도환율수익률의일별표준편차가 0.31% 를나타내며그변동성이대체로안정되는모습을보였다. 그렇지만 2015년부터는선도환율상승과함께일표준편차가 0.6% 로상승하며변동폭이확대되었다. < 그림 7> 1 개월만기원 / 달러선도환율및선도환율수익률추이 < 그림 8> 국민연금의환헤지를위한외환스왑거래량추이 자료 : Bloomberg 자료 : 국민연금공단, 한국은행 외환스왑시장에서국민연금의환헤지를위한일별만기 1개월외환스왑거래량추이는 < 그림 8> 에나타나있다. 2008년국민연금의일평균외환스왑거래량은평균 1.4억달러수준으로미미했지만 2009년에는일평균 3억달러수준으로증가했다. 그후국민연금의일

21 평균외환스왑거래량은 2010년부터 2014년까지는큰변동없이연평균 4.5억달러수준을유지하였다. 그렇지만그거래량은 2015년부터증가하기시작해 2016년에는일평균거래량은 8.6억달러에달할만큼크게증가했다. (2) 기초통계량분석우선 1개월만기원 / 달러선도환율의일별수익률표본의주요기초통계량은 < 표 8> 에나타나있다. 원 / 달러선도환율수익률의평균은양의값으로나타나표본기간중선도환율은평균적으로소폭상승하였음을알수있다. 선도환율수익률의표준편차를보면글로벌금융위기가있었던해외투자비중 20% 미만의기간의표준편차는 0.98% 로해외투자비중 20% 이상의기간동안의표준편차 0.57% 보다훨씬크게나타난다. 이같은결과는해외투자비중 20% 미만의기간동안선도환율수익률의변동성이해외투자비중 20% 이상의기간에서보다더컸다는것을시사한다. 선도환율수익률의최댓값과최솟값의차이도해외투자비중 20% 미만기간에는 20%p에달하며해외투자비중 20% 이상기간에서보다훨씬더크다. 또해외투자비중 20% 미만의기간과전체기간동안에첨도가 3을크게초과해정규분포보다뾰족한분포를보인다는것을시사한다. 그리고해외투자비중 20% 미만의기간과전체기간의경우 J-B 통계량이매우큰값으로나타나원 / 달러선도환율수익률은정규분포보다첨도가크고꼬리부분이두꺼운분포를한다는것을시사한다. 이같은결과는폭등과폭락이정규분포에서나타날수있는것보다훨씬빈번하게있었다는것을의미한다. < 표 8> 원 / 달러일별선도환율수익률표본의기초통계량 ( 단위 :%) 해외비중 20% 미만기간해외비중 20% 이상기간 ( ) ( ) 전체기간 평균 최댓값 최솟값 표준편차 왜도 첨도 J-B *** 4.45 * *** 주 ) < 표 3> 참조 한편국민연금원 / 달러일별외환스왑거래량의기초통계량은 < 표 9> 에나타나있다. 전체표본기간동안의국민연금일평균외환스왑거래량은 5억달러수준이다. 그런데해외투자비중 20% 이상기간의일평균거래량은 6.8억달러로해외투자비중 20% 미만기간의거래

22 량 4억달러보다 70% 정도더많다. 2014년해외주식투자의환헤지목표비율이 0% 로이행되었음에도불구하고환헤지를위한외환스왑거래가증가한것은해외투자비중증가로해외채권투자의절대액이그만큼증가했기때문이다. < 표 9> 국민연금원 / 달러의일별외환스왑거래량의기초통계량 ( 단위 : 백만 USD) 해외비중 20% 미만기간해외비중 20% 이상기간 ( ) ( ) 전체기간 평균 최댓값 최솟값 표준편차 왜도 첨도 J-B *** 2328 *** 7321 *** 주 ) < 표3> 참조 국민연금일별외환스왑거래량의표준편차를보면해외투자비중 20% 미만기간의경우 2.6억달러였지만 20% 이상의기간에서는 4.2억달러로확대됐다. 이같은결과는국민연금외환스왑거래량의변동성은선도환율의경우와반대로해외투자 20% 이상의기간에더확대되었음을시사한다. 해외투자비중 20% 이상기간과전체기간의경우첨도가 3보다크고왜도가 0보다커정규분포보다뾰족한분포를보이며오른쪽으로두껍고긴꼬리를갖는분포를하고있음을알수있다. 결국선도환율과국민연금외환스왑거래량의경우에도각표본기간동안변수들의기초통계량을보면왜도는 0보다크거나작아대칭적이지못하고, 첨도는 3보다크거나작아정규분포보다는더뾰족하거나덜뾰족한분포를보이며, J-B 통계량도시계열이정규분포를한다는귀무가설을기각한다. 이와같은통계량의특성은분포의비대칭성을고려한 GJR-GARCH-X모형을구축하는것이타당하다는것을시사한다. (3) 단위근검정여기서는원 / 달러선도환율및국민연금선도환거래량시계열자료가안정성또는정상성 (stationarity) 을갖는지를판단하기위해단위근 (unit root) 검정을실시했다. 즉시계열자료의단위근존재여부를파악하기위해 < 표 10> 에서보는바와같이 ADF 검정과 PP검정을실시하였다. < 표 10> 에서보면모든기간에있어서원 / 달러선도환율수익률및선도환거래량시계열에대한 ADF 및 PP검정통계값은이들시계열에단위근이존재한다는귀무가설을기각한다. 따라서본분석에서활용되는모든시계열은안정적인시계열자료임을

23 알수있다. < 표 10> 원 / 달러선도환율및국민연금외환스왑거래량자료에대한 ADF 검정과 PP 검정결과 원 / 달러선도환율수익률국민연금원 / 달러선도환거래량 ADF 검정 PP 검정 전체기간 *** *** 해외비중 20% 미만 *** *** 해외비중 20% 이상 *** *** 전체기간 *** *** 해외비중 20% 미만 *** *** 해외비중 20% 이상 *** *** 주 ) < 표 6> 참조 추정결과 여기서는국민연금이환헤지를위해외환스왑시장에서거래한 1개월만기외환스왑거래량이 1개월만기원 / 달러선도환율의변동성에미치는영향을보기위해앞의분석모형에서설정된식 (3)-(4) 를 동안의일별자료를사용하여추정하였다. 또앞에서현물환율변동성에대한영향분석때와같이국민연금해외투자비중이 20% 미만인기간과해외투자비중이 20% 이상인기간으로구분해추정했다. 식 (3)-(4) 의추정결과는 < 표 11> 에나타나있다. < 표 11> 에서보면 계수는모든기간에서양 (+) 의값으로추정되었지만통계적으로유의하지못해현물환율의수익률은선도환율의수익률에영향을미치지못한것으로판단된다. 그렇지만 α, β 계수는 1% 유의수준에서양의값을나타내는데이는전일의충격이현재의변동성에영향을미치며, 변동성의군집성이지속된다는것을의미한다. 또 λ계수추정값이통계적으로유의해변동성의비대칭성이존재한다는것을뜻하지만 λ계수값은음 (-) 의부호를나타낸다. 이같은결과는나쁜뉴스의발생이좋은뉴스의발생보다변동성을더크게증가시키지못한다는것을시사한다. 또 LB Q 통계량추정치는모든기간에서잔차들이계열상관성을갖지않는다는귀무가설이수용된다는것을뜻해본분석모형이적절하게설정되었음을시사한다. 한편국민연금의외환스왑거래가선도환율수익률변동성에미치는영향을나타내는 δ 계수의추정치를기간별로보면다음과같다. 국민연금해외투자비중이 20% 미만의기간에서는 δ계수가음의값으로추정되며통계적으로도유의하지않게나타난다. 이런결과는해외투자비중이 20% 미만의기간에서국민연금의외환스왑거래량이선도환율수익률의변동성에통계적으로유의하게영향을주지못했다는것을시사한다

24 < 표 11> 국민연금외환스왑거래량이선도환율수익률변동성에미치는영향추정 평균방정식 20% 미만기간 ( ) 20% 이상기간 ( ) 전체기간 ( ) μ (1.4858) (1.6131) (1.2439) (0.0234) (0.0332) (0.0246) 분산방정식 C *** ( ) (7.1457) (7.5205) α *** (0.0229) *** (0.0133) *** (0.0131) β *** (0.0174) *** (0.0111) *** (0.0098) λ *** (0.0194) *** (0.0149) *** (0.0124) δ (0.0098) * (0.0093) *** (0.0020) 로그우도 LB Q(40) 47.31( ) 46.55( ) 45.97( ) 주 ) < 표 7> 참조 그러나국민연금의해외투자비중 20% 이상의기간과전체기간에서는 δ계수추정치는각각 10% 유의수준및 1% 유의수준에서양 (+) 의부호를갖는다. 이것은국민연금의외환스왑거래량이증가했을때국민연금의외환스왑거래가선도환율수익률의변동성을확대시키는쪽으로영향을미쳤다는것을시사한다. 실제국민연금외환스왑거래량이같은만기의외환스왑시장의외환스왑거래량에서차지하는비중은해외투자비중이 20% 미만의기간에서는 17.6%, 해외투자비중이 20% 이상의기간에서는 32.2% 그리고전체기간에서는 22.4% 에달한다. 또 δ계수추정치를보면전체기간에서 이고해외투자비중이 20% 이상의기간에서는 로해외투자비중이 20% 이상인기간에서더높다. 또이런결과는해외투자비중이높고외환스왑시장대비국민연금의외환스왑거래량비중이높을수록국민연금의외환스왑거래가선도환율의변동성이미치는영향이크다는것을시사한다. 결국국민연금이환헤지를위해외환스왑시장에서수행한외환스왑거래는해외투자비중 20% 미만의기간에서는선도환율수익률변동성에영향을미치지못했지만그거래량이보다증가한해외투자비중 20% 이상의기간과전체기간에서는실질적으로선도환율수익률의변동성을증가시키는방향으로영향을미친것으로볼수있다. 따라서전체적으로볼때

25 국민연금의외환스왑거래는이미선도환율수익률의변동성을증가시키고있으며, 그정도는국민연금의외환스왑거래비중이클수록큰것으로판단된다. 5. 결론 국민연금의해외투자가빠르게증가하면서해외투자를위한외환거래가외환시장에미치는영향에대한우려가커지고있다. 국민연금의해외투자를위한일평균외환거래량이외환시장거래량에서차지하는비중은 2008년 1.6% 에서 2016년에는 11.2% 로증가했다. 환헤지를위한국민연금의외환스왑거래량이유사한만기의국내외환스왑시장거래량에서차지하는비중은 2008년 7.7% 에서 2016년에는 43.9% 로증가했다. 이같은국민연금의외환시장비중은국민연금국내주식투자가국내주식시장시가총액에서차지하는비중이 6.8% 수준이라는것을고려하면매우높은수준으로판단된다. 본연구에서국민연금의해외투자를위한외환거래가국내외환시장에미치는영향을실증분석한결과를요약하면다음과같다. 먼저국민연금의현물환거래가외환시장에서현물환율의변동성에미치는영향을추정한결과를보면해외투자비중이 20% 미만의기간동안에는국민연금의외환거래가통계적으로유의미하게환율의변동성에영향을주지못한것으로나타난다. 그렇지만국민연금의해외투자비중이 20% 이상의기간에서는국민연금의외환거래가환율수익률의변동성을증가시킨것으로추정된다. 이같은추정결과는국민연금의해외투자확대로외환거래량이증가할수록국민연금의외환거래가환율의변동성에더크게영향을미칠수있음을시사한다. 다음외환스왑시장에서국민연금의환헤지를위한외환스왑거래가선도환율에미치는영향을추정한결과를보면국민연금해외투자비중이 20% 미만의기간에서는국민연금의외환스왑거래가선도환율수익률의변동성에영향을주지못하는것으로나타난다. 그러나국민연금의해외투자비중이 20% 이상의기간과전체기간에서는국민연금의외환스왑거래가선도환율의수익률변동성을증가시키는것으로추정된다. 또국민연금외환스왑거래가선도환율에미치는영향은전체기간에서보다해외투자비중이 20% 이상인기간에서더큰것으로추정된다. 이런결과는해외투자비중이높고외환스왑시장에서국민연금이치지하는비중이높을수록국민연금의외환스왑거래가선도환율의변동성에미치는영향이크다는것을시사한다. 향후국민연금의해외투자가더확대될것으로예상되는상황에서국민연금의외환거래가환율의변동성을증가시키는등외환시장에부정적인영향을미친다면국민연금의외환시장에대한영향이국민연금해외투자확대의제약요인으로작용할수있다. 따라서외환시장에대한영향을최소화하면서해외투자를확대하기위해서는국민연금의외화계정에서단기외화자금운용의확대등을통해서안정적인외화조달체계를구축하는것이바람직해보인다

26 < 참고문헌 > 남재우, 남재현, 이지현, 국민연금기금의주식투자와시장의변동성변화, 금융연구, 제22권,1호, 2008, pp 박영석, 신진영, 위경우, 정재만, 국민연금기금의시장영향력을고려한적정국내주식투자비중과의결권행사에관한연구,2009, 국민연금연구원및한국재무학회보건복지부, 국민연금기금환헤지비율변경및외환관리체계개선 ( 안 ), 국민연금기금운용위원회회의자료, 유두진, 국민연금과해외투자 : 외환시장파급효과를중심으로, 산업혁신연구, 28권 3호, 2012, pp 이승호, 정재식, 서울외환시장에서의거래량환율변동성매입-매도스프레드간의정보흐름분석, 금융연구, 20권 2호, 2006, pp.1-28 이항용, 임경묵, 조성민, 국민연금의자산운용이금융시장에미치는영향, 연금기금운용의평가와정책과제, 2007, 한국개발연구원, pp.7-44 임은아, 강형구, 전상경 (2016), 국민연금의외환거래가국내외환시장에미치는영향, 선물연구, 24권제3호, 2016, pp 정재식, 주상영, 외환거래량이원 / 달러환율변동성에미치는영향, 국제경제연구, 5권 3호, 1999, pp 최기홍, 윤성민, 원-달러외환시장에서거래량과환율변동성의관계, 산업경제연구, 제25권 6호, 2012, pp 홍정효, 원달러현물시장 (spot market) 의거래량과수익률간의영향력분석, 산업경제연구, 제22권 2호, 2009, pp Beck, Roland and Michael Fidora(2008), The Impact of Sovereign Wealth Funds on Global Financial Markets, Intereconomics, November/December 2008, pp BIS(2016), Triennial Central Bank Survey: Foreign exchange turnover in April 2016, Monetary and Economic Department, Bank for International Settlements Bollerslev, T.(1986), Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity, Journal of Economentrics, 31(3), Cheung, Yin-Wong and M. D. Chinn, 2001, Journal of International Money and Finance, 20, pp Galati, Gabriele(2000), Trading volumes, volatility and spreads in foreign exchange markets: Evidence from emerging market countries, BIS Working Papers, No 93 Han, Heejoon, 2010, Asymptotic Properties of GARCH-X Processes, Department of Economics and Risk Management Institute, National University of Singapore Mougoue, Mbodja and Raj Aggarrwal(2011), Trading volume and exchange rate volatility: Evidence for the sequential arrival of information hypothesis, Journal of Banking & Finance, 35, pp