국민경제자문회의용역보고서 미국금리인상의파급영향과 정책시사점 2015.11.
목차 Ⅰ. 문제의제기 1 Ⅱ. 미국의양적완화정책과금리인상시나리오 3 Ⅱ-1. 양적완화정책의개념 3 Ⅱ-2. 미연준양적완화정책의효과 10 Ⅱ-3. 미연준의금리인상시나리오 18 Ⅲ. 미국금리인상에대한우리경제의취약성점검 20 Ⅲ-1. 외환위기의기본개념 20 Ⅲ-2. 우리경제의취약성점검결과 24 Ⅳ. 우리나라의자본유출규모추정 32 Ⅳ-1. 구조적 VAR 모형의소개 32 Ⅳ-2. 자료및구조적 VAR 모형추정결과 37 Ⅳ-3. 시나리오별자본유출입추정규모 41 Ⅴ. 우리나라금융부문에대한영향분석 53 Ⅴ-1. 주가에미치는영향분석결과 53 Ⅴ-2. 환율에미치는영향분석결과 61 Ⅴ-3. 금리에미치는영향분석결과 64 Ⅵ. 우리나라실물부문에미치는영향분석 79 Ⅵ-1. 실물부문영향추정을위한모델선택 79 Ⅵ-2. 모델의환경및균형의정의 84 Ⅵ-3. 모의실험결과 94 Ⅶ. 결론및정책시사점 104 Ⅶ-1. 분석결과의주요내용 104 Ⅶ-2. 리스크요인 105 Ⅶ-3. 정책시사점 124 < 참고문헌 > 136
Ⅰ. 문제의제기 글로벌금융위기이후미국을비롯한주요선진국들은위기극복과성장세둔화방지를위해양적완화 (quantitativeeasing) 라는비전통적통화정책을실시 미연준 (FRB) 은 2008 년 9월리만브라더스파산이후연방기금금리 (federalfund rate) 를제로수준으로유지하는동시에총세차례에걸쳐양적완화정책을시행 일본중앙은행 (BOJ) 도 2013 년 1월부터미연준에견줄만큼대규모양적완화정책을추진중에있으며, 유럽중앙은행 (ECB) 도 2014 년 3월부터채권매입프로그램을가동 주요국중앙은행들의양적완화로글로벌금융시장의유동성이큰폭으로늘어났으며, 이렇게늘어난자금이신흥국으로대거유입되면서선진국과신흥국간갈등이고조 대규모외화자금의신흥국유입으로신흥국통화가치가단기간에큰폭으로절상되는부작용이발생 1) 하였고, 디플레확산우려도제기 선진국의양적완화로풍부해진글로벌유동성이국제원자재시장으로유입되면서국제원자재가격이급등하고주식시장및채권시장가격이폭등하여자산시장버블조짐형성 이러한가운데미연준은 2014 년 10 월매월 150~850 억달러의자산 ( 장기국채및 MBS) 매입중단을발표하면서제3차양적완화의종료를선언 양적완화종료선언이후금리인상가능성아제기되는등미연 1) 특히신흥국외환시장은거래규모나시장참여자의수가작기때문에큰폭의환율변동없이많은양의외화자금을흡수할수능력이부족하다. 이에따라단기간에대규모외화가외환시장으로유입되면환율이대폭절상 - 1 -
준이비전통적통화정책의정상화에나설것이라는예상이대두 미연준이통화정책정상화과정에서금리인상에나설경우우리나라의금융시장불안, 실물경제부진, 외화유동성악화등의부작용이우려 본연구는미연준의금리인상이우리경제에미치는영향을추정하 고그에따른정책책시사점을도출하는것을목적으로함. - 2 -
Ⅱ. 미국의양적완화정책과금리인상시나리오 Ⅱ-1. 양적완화정책의개념 중앙은행의양적완화정책은제로금리목표하에서시장금리를낮은수준으로유지하는데필요한이상으로중앙은행의대차대조표규모를확대해나가는정책이다 (Bernankeetal.,2004). 공개시장조작 (open marketoperation) 은평상시중앙은행이시장금리를조절하는정책수단중하나 중앙은행은공개시장에서민간금융회사와의거래를통해국채나기타유가증권을매매함으로써시장금리에영향을줌. 공개시장조작은금융시장이잘발달되어다양한금융자산이거래되고금리가자유화되어있는선진국에서주로활용하는중요한통화정책수단 양적완화정책은기본적으로중앙은행의공개시장조작과동일하나평상시와는달리금융회사와거래하는중앙은행의자산규모가이례적으로매우큼. * 미연준이글로벌금융위기이전까지보유한자산규모는 7,000~8,000 억달러에불과하였으나, 글로벌금융위기이후양적완화정책을실시하면서 4조달러이상으로대폭확대 양적완화정책의개념을이해하기위해가장단순화된중앙은행, 상업은행및기업의대차대조표를살펴봄. 중앙은행의자산부문은국내자산과외화자산으로구성되는데, 국내자산은국채등과같이국내통화로표시된유가증권을의미하며외화자산은중앙은행이보유한외환보유액 (< 그림 1>) 중앙은행의부채부문은상업은행이중앙은행에예치한지급준비금과화폐발행액 (curency in circulation) 으로구성되며, 이두 - 3 -
항목의합이본원통화 (monetarybase) 중앙은행의대차대조표는본원통화를통해상업은행의대차대조표와연계 상업은행의대차대조표상자산부문을구성하는항목은본원통화와대출이며, 기업들이상업은행에예치한예금은상업은행의대표적인부채항목 (< 그림 2>) 한편기업의대차대조표는현금보유를통해중앙은행의부채와연결되어있으며예금보유를통해상업은행의부채와연결 (< 그림 3>) < 그림 1> 중앙은행대차대조표 < 그림 2> 상업은행대차대조표 자 산 부 채 국내자산 본원통화 : 외화자산 지급준비금 화폐발행액 자산부채지급준비금기업예금보유현금기업대출 < 그림 3> 기업대차대조표 자 산 부 채 보유현금 은행대출 은행예금 기타 유가증권 기타 중앙은행이공개시장에서상업은행을통해기업이보유한유가증권 을매입한다고가정 2) 2) 일반적으로중앙은행의공개시장조작에참여할수있는기관은은행등금융회사로제한되어있기때문에중앙은행이공개시장에서기업이보유한유가증권을매입할때상업은행을통하는것 - 4 -
이경우중앙은행의자산항목인국내자산이증가하고, 중앙은행은상업은행이중앙은행에예치한지급준비금을통해상업은행에게유가증권매입자금을지불하기때문에중앙은행의부채항목인지급준비금도자산항목인국내자산이늘어나는만큼동일한규모로증가 또한상업은행은중앙은행이지급준비금을통해지불한유가증권매입자금을기업이상업은행에예치한예금을통해기업에게지불하기때문에기업의대차대조표에서자산항목인은행예금이상업은행의지급준비금증가분과동일한규모로늘어남. 이렇게늘어난기업의은행예금은기업이중앙은행에게유가증권을매도함으로써발생하는유가증권감소분을정확히상쇄 < 그림 4> 중앙은행의유가증권매입에따른대차대조표의변화 < 중앙은행 > < 상업은행 > 자 산 부 채 국내자산 (+) 본원통화 : 외화자산 지급준비금 (+) 화폐발행액 자산부채지급준비금 (+) 기업예금 (+) 보유현금기업대출 < 기 업 > 자 산 부 채 보유현금 은행대출 은행예금 (+) 기타 유가증권 (-) 기타 중앙은행이공개시장조작을통해유가증권을매입할때발생하는 으로가정하는것이타당 - 5 -
대차대조표의변화는 < 그림 4> 에정리 이에따르면중앙은행과상업은행의대차대조표규모는중앙은행의유가증권매입으로확대되지만기업의대차대조표규모는중앙은행의유가증권매입이전과비교할때불변 중앙은행이공개시장조작을통해자신이보유한유가증권을매각할때에도비슷한변화발생 즉, 중앙은행의유가증권매각시중앙은행과상업은행의대차대조표규모는축소되나유가증권매입에따른공개시장조작과마찬가지로기업의대차대조표규모는불변 (< 그림 5>) < 그림 5> 중앙은행의유가증권매각에따른대차대조표의변화 < 중앙은행 > < 상업은행 > 자 산 부 채 국내자산 (-) 본원통화 : 외화자산 지급준비금 (-) 화폐발행액 자산부채지급준비금 (-) 기업예금 (-) 보유현금기업대출 < 기 업 > 자 산 부 채 보유현금 은행대출 은행예금 (-) 기타 유가증권 (+) 기타 중앙은행의유가증권매입에따른기업의대차대조표규모증가는상업은행이늘어난지급준비금을이용하여신규대출에나서야가능 상업은행의신규기업대출발생시대출자금을기업예금을통해입금하기때문에상업은행의대차대조표규모가추가로증가 - 6 -
또한기업은상업은행이제공한대출자금을이용하여현금보유를확대하거나투자를확대하기때문에기업의대차대조표규모도증가 이러한과정이수차례반복되면중앙은행의유가증권매입을통한공개시장조작은통화량확대를유발하여시장금리의하방압력으로작용하고실물경기도호전되는효과가가능 3) 반대로중앙은행의유가증권매각으로기업의은행예금감소시상업은행이기존대출회수에나서게되면기업의대차대조표규모와통화량이감소하고시장금리가상승하여실물경기가악화. 미연준의자산매입을통한양적완화정책의원리는상기의중앙은행공개시장조작과동일하나, 양적완화정책하에서는평상시의공개시장조작과는달리중앙은행이자산매입규모를대폭적으로확대 글로벌금융위기의경험에서알수있듯이금융시장이매우불안한시기에는전반적으로시장참여자의위험회피성향이강화 이경우중앙은행이공개시장에서자산을매입하여지급준비금형태로상업은행에게여유자금을공급하더라도상업은행이대출확대에나서는것을꺼려할가능성 이는평상시의공개시장조작에준하는자산매입규모만으로는제로금리목표하에서시장금리를낮은수준으로유지하는것이역부족일수있음을의미 바로이부분이양적완화정책에서자산매입규모를대폭적으로확대할수밖에없는이유중하나 민간부문의부채조정 (deleveraging) 도양적완화정책이대규모로이 루어져야하는또다른이유 3) 일반적으로은행예금이통화량의상당부분을구성하기때문에은행예금이증가하면통화량도함께증가 - 7 -
앞에서는중앙은행이기업이보유한유가증권을상업은행을통해매입하면중앙은행의지급준비금과상업은행의기업예금이동일한규모로늘어남을보았음. 그런데기업이유가증권매입으로벌어들인자금을대출상환자금으로활용하면상업은행의기업예금증가분이중앙은행의지급준비금증가분만큼늘어나지않게됨. 이처럼민간부문의부채조정이이루어지는상황에서는중앙은행이자산매입을통해상업은행에게여유자금을공급하더라도상업은행이신규대출에사용할수있는실질적인여유자금이크지않기때문에양적완화정책의시장금리하방효과가약화 이런문제를극복하기위해서는중앙은행의자산매입규모가민간부문의부채조정규모를훨씬상회하는수준으로확대될필요 < 그림 6> 중앙은행자산매입의자산가격을통한실물경제파급경로 자료 :Bowdlerand Radia(2012). 중앙은행의자산매입을통한양적완화정책은이상에서설명한은행대출경로뿐만아니라자산가격경로를통해서도시장금리및실물경제에영향을미칠수있음. Bowdlerand Radia(2012) 와이명활 박성욱 임진 (2013) 에따르면양적완화정책의자산가격경로는세가지로구분 - 8 -
첫째, 유동성 (liquidity) 경로가있는데, 이는거래상대방위험급증등으로거래가거의없는증권시장에중앙은행이시장조성자로서참여하여매매가이루어지도록함으로써금리하락을유도하는것을의미 둘째, 포트폴리오재분배 (portfoliorebalancing) 경로로중앙은행이시장에서특정증권을대거매입하면시장에서거래되는해당증권의공급이급격하게줄어들어동증권과대체성이높은증권에대한수요가확대됨으로써금리가하락할 또한중앙은행이장기채를대량매입하면시장에유통되는채권의평균듀레이션 (duration) 이줄어들면서기간프리미엄 (term premium) 이감소하여금리가하락 셋째, 정책신호 (policy signaling) 경로가있는데, 이는중앙은행의자산매입이시장에서향후완화적통화정책의신호로받아들여져금리가하락하는것을의미 < 그림 6> 은중앙은행의양적완화정책이자산가격통로를통해실물경제에영향을미치는흐름을설명 이에따르면중앙은행의자산매입은자산가격상승에따른富의효과와금리하락에따른기업의자금조달비용감소를통해실물경제에긍정적인영향을미칠수있음. 한편과도한인플레는중앙은행의양적완화가대규모로진행될때나타날수있는부작용으로자주거론 일반적으로중앙은행은상업은행에대해예금과같은부채의일정부분을지급준비금형태로중앙은행에예치하도록의무화 < 그림 4> 에서보는바와같이중앙은행이공개시장에서자산을매입하면상업은행이보유한지급준비금이늘어나게되는데, 이로인해상업은행은중앙은행이요구하는기준을초과하는수준으로지급준비금을보유하는상황에처할수있음. - 9 -
지급준비금은이자를지급하지않으므로초과지급준비금 (excess reserves) 을보유한상업은행은이를대출자금으로운용하여이자수익을올리려는유인을갖게됨. 이로인해상업은행의대출이확대되면통화량이증가하여인플레압력이상승하는데, 특히경기가고점에도달한상태에서도중앙은행의대규모자산매입이계속진행되면상업은행의신용팽창에따른경기과열과기대인플레상승으로인플레가과도한수준으로높아질위험 그런데 McAndrews(2011) 와 Garbade(2011) 는중앙은행이지급준비금에대해이자를지급하게되면대규모자산매입에따른인플레압력을완화할수있다고주장 중앙은행은지급준비금에대해이자를지급하고이자수준을적절히조절함으로써과도한신용팽창이일어나지않도록상업은행의대출창출유인을제어할수있음. 4) 예를들어, 중앙은행이지급준비금에대해지급하는금리를상업은행의대출금리보다높은수준으로인상하면상업은행의대출창출유인이사라짐. Ⅱ-2. 미연준양적완화정책의효과 글로벌금융위기이후미연준은총세차례에걸쳐양적완화정책 을실시 2008 년 12 월미연준은연방기금금리를 0~0.25% 로인하함과동시에 제 1 차양적완화 (QE1) 를시행 제 1 차양적완화에서미연준은국채, 모기지담보부채권 (MBS) 등 4) - 10 -
을포함하여총 8,000 억달러에달하는자산을은행으로부터매입하기로계획하였으나실제매입규모는훨씬상회 제1차양적완화초창기에미연준은은행의자산건전성악화에따른부담을완화시키기위해 Fannie Mae, Freddie Mac, FederalHome Loan Bank 등이발행한 1억 7,500 만달러의 MBS 를매입하는한편이들기관이보증한 1.25 조달러의 MBS 를매입 이어서 2009 년 3월부터 10 월까지의 8개월동안에는 3,000 억달러에달하는장기국채도매입 미연준의자산매입은 2010 년 6월에공식적으로중단되었으나경기가좀처럼회복되는기미를보이지않자 9월부터매월 300 억달러의장기국채매입을재개 제1차양적완화에서미연준은이러한자산매입프로그램을가동함과동시에재할인율을 0% 로인하하였으며지급준비금에대한이자지급도개시 미연준의제2차양적완화 (QE2) 는 2010 년 11 월에시작하여 2011 년 6월에종료 동기간에미연준은기존에시행중이던매월 300 억달러의장기국채매입규모를매월 750 억달러로확대하여총 6,000 억달러에달하는장기국채를보유 미연준은장기국채매입이확대되면통화량이늘어나기대인플레가상승하고실물경기도호전될것으로기대하였으나제2차양적완화종료이후에도경제성장세둔화에대한우려가지속 이에따라미연준은 2011 년 9월오퍼레이션트위스트 (operation twist) 를도입하여만기 3년이하의국채매도자금 4,000 억달러를만기 6-30 년의장기국채매입에사용 오퍼레이션트위스트는 2012 년 6월에한차례연장되어같은해 - 11 -
12 월까지지속되었는데, 이기간에미연준이매입한장기국채 규모는 2,670 억달러 5) 제2차양적완화에서미연준의자산매입은 MBS 위주로전개되었던제1차양적완화와는달리장기국채위주로전환 미연준의정책목표는제1차양적완화기간의경우 MBS 시장붕괴로실종된금융시장기능회복에초점 반면제2차양적완화부터는시장금리의벤치마크가되는장기국채금리의하향안정화를통해모기지대출등은행대출을촉진하여실물경기회복을도모하는방향으로선회 미연준의제3차양적완화 (QE3) 는 2012 년 9월부터시작하여 2014 년 10 월종료 2012 년 9월미연준은매월 400 억달러규모의 MBS 를매입하기로결정하였으며,2012 년 12 월에는오퍼레이션트위스트가종료되자이를대체하기위해 2013 년 1월부터매월 450 억달러규모의장기국채를매입 또한미연준은실업률이 6.5% 이하로떨어지지않거나물가상승률이 2.5% 를넘지않는한제3차양적완화정책을지속하고연방기금금리를 2015 년까지는현행과같은수준인 0~0.25% 로, 2016 년에는 2% 를넘지않는수준으로유지하겠다고발표 그런데최근미연준은실업률이 6.7% 로하락하고 GDP 성장률도최소 2~3% 대를기록할것으로전망되는등경기가호전되는기미를보이자 2014 년 1월부터채권매입규모를매월 850 억달러에서매월 750 억달러로축소 이어서 2014 년 1월에열린연방공개시장위원회회의에서는채권 5) 오퍼레이션트위스트는중앙은행의대차대조표규모를그대로유지하는상황에서중앙은행이보유한자산의구성만을변화시키는정책이기때문에양적완화정책으로보기어려움. - 12 -
매입규모를매월 750 억달러에서매월 650 억달러로추가로축 소하는등자산매입규모를단계적으로축소하여 2014 년 10 월부 터자산매입중단 < 표 1> 미연준양적완화의주요내용 제1차양적완화 (QE1) 제2차양적완화 (QE2) 제3차양적완화 (QE3) 2008년 12월 ~2010년 6월 2010년 11월 ~2011년 6월 2012년 9월 ~2014년 10월 2012년 9월부터 매월 제로수준 (0~0.25%) 정책금리 장기국채 매입규모를 400억달러 MBS 매입 2012년 12월종료된오 약 1.25조달러 MBS 매 기존의매월 300억달 퍼레이션트위스트를 입 러에서 750억 달러로 대체하기위해 2013년 약 3,000억달러장기국 확대 1월부터매월 450억달 채매입 총 6,000억달러장기국 러장기국채매입 재할인율 0% 인하 채매입 2014년 1월부터 채권매 지급준비금이자지급 입규모를단계적으로 축소 경기부진지속으로 2010 년 9월부터매월 300억 달러의 장기국채 매입 재개 2011년 9월단기국채매도자금으로장기국채매입하는오퍼레이션트위스트도입 2012년 6월오퍼레이션트위스트연장하여 2012년 12월까지운용 2014 년 10 월제 3 차양 적완화종료선언 미연준의자산은제1차양적완화가시작되면서급격하게증가 (< 그림 7>) 미연준이보유한자산규모는글로벌금융위기이전인 2007 년말에 1조달러에도미치지못하였으나제1차양적완화기간 (2008 년 12 월 ~2010 년 6월 ) 에 2조달러를상회 또한제2차양적완화기간 (2010 년 11 월 ~2011 년 6월 ) 과제3차양적완화기간 (2012 년 9월 ~ 현재 ) 에미연준의자산규모는각각약 - 13 -
2.5 조달러와약 4 조달러로더욱증가 글로벌금융위기이전까지만하더라도미연준의자산은주로국채위주로구성되었으나위기이후국채비중이감소 < 그림 7> 에서는 2007 년중에미연준의국채보유비중이 80% 이상을꾸준히유지하였음을확인할수있음. 그러나글로벌금융위기이후미연준의국채보유비중은급격하게줄어들었는데, 특히제1차양적완화기간에는미연준의자산매입이 MBS 위주로진행되면서미연준의국채보유비중이 20~30% 대로급락 이후미연준의국채보유비중은서서히증가하여 2013 년말현재 54.2% 를기록 이는앞서언급한바와같이제2차양적완화와제3차양적완화기간에미연준의자산매입이국채위주로이루어졌기때문임. < 그림 7> 미연준자산추이 < 그림 8> 미연준본원통화추이 자료 :Bloomberg 자료 :FRB 미연준의본원통화도자산규모와마찬가지로글로벌금융위기이 후에급격히증가 (< 그림 8>) - 14 -
2007 년말에 8,000 억달러를약간상회하였던미연준의본원통화는 2013 년말에약 3.7 조달러로무려 4배이상증가 본원통화의증가세는미연준의양적완화가중단된기간보다는시행된기간에더욱뚜렷하게나타남. 또한글로벌금융위기이후미연준의본원통화증가세는대부분은행의지급준비금형태로진행 위기이전에미연준의본원통화는 90% 이상이화페발행액으로구성되었으나, 위기이후화폐발행액이본원통화에서차지하는비중은 30~40% 대로급락한반면, 지급준비금비중은 10% 정도에서 60~70% 대로크게증가 이러한변화는미연준이자산매입에따른비용을은행들에게지급준비금형태로보전하였다는것을확인시켜주는결과 양적완화정책의실물경제파급효과에대해서는시간이걸릴수있겠으나대체로인정되는분위기 예를들어,IMF(2013) 는양적완화정책이 GDP 성장률에긍정적인영향을미치는것으로분석 다만그효과가오래지속되지않고일시적인현상에그친다는문제는존재 양적완화정책은은행대출경로와자산가격경로를통해실물경제에영향을줄수있으나, 미국의경우양적완화정책의실물경제파급효과가주로자산가격경로를통해나타나는것으로추측 미국의 10 년만기국채금리와 30 년만기모기지대출금리를함께수록한 < 그림 9> 를보면미연준의양적완화정책이시행된시기에는장기금리가하락하고양적완화정책이종료된시기에는상승하는경향을발견 제3차양적완화기간에는중간시점부터금리가상승세로전환 - 15 -
되었는데, 이는 2013 년중반부터일기시작한미연준의양적완화축소에대한시장의우려가반영되었기때문으로풀이 6) 양적완화정책으로금리가하락하자기업의자금조달비용도감소하였는데, 이는미국기업의자금조달비용을나타내는지표로활용되는 BBB 회사채금리를정리한 < 그림 10> 에서확인가능 또한미연준의양적완화정책은자산가격상승에따른富의효과도동반하였을가능성이높음. < 그림 11> 에따르면미국 S&P 500 주가지수는글로벌금융위기이후급속도로상승하여 2014 년 1월말현재저점 (2009 년 2월 ) 대비약 142% 의상승률을기록 < 그림 9> 미국장기금리추이 < 그림 10> 미국자금조달비용추이 자료 :Bloomberg 자료 :St.LouisFed 자산가격경로와는달리미연준양적완화정책의은행대출경로는 기대만큼작동하지않은것으로평가 이는 < 그림 12> 에서확인할수있는데, 여기에서는 2008 년 1 월 6) 실제로 2013 년 6 월 19 일 Bernanke 당시미연준의장은양적완화축소를고려하고있다고시장에밝힌바있음. 이러한양적완화축소시사발언이후수개월간투자자들이장기채를대량매도하면서미국의장기금리가급등함. 일부에서는시장의불안을잠재우기위해미연준이양적완화축소결정을 12 월연방공개시장위원회회의까지연기하였다고주장함. - 16 -
을 100 으로하여미국의본원통화를총통화량 (M2 기준 ) 및명목 GDP 와함께정리 양적완화정책의은행대출경로가작동하면중앙은행의자산매입으로본원통화가증가함에따라은행대출이늘어나면서통화량도증가 < 그림 12> 에따르면미연준의제1차양적완화기간에본원통화가큰폭으로확대되었으나총통화량증가폭은이에훨씬미치지못하였으며명목 GDP 는오히려감소하는경향 제2차양적완화기간에도제1차양적완화기간과유사한모습이발견되나, 동기간에는총통화량과명목 GDP 의증가폭이제1 차양적완화기간의증가폭보다큰것으로나타남. 미연준의양적완화정책에따른은행대출경로는제3차양적완화기간에와서야비로소어느정도작동하기시작 총통화량과명목 GDP 증가폭이여전히본원통화증가폭에는미치지못하나이전두차례양적완화기간에비해상대적으로증가폭이확대 < 그림 11> 미국 S&P 지수추이 < 그림 8> 미연준본원통화추이 자료 :Bloomberg 자료 :FRB - 17 -
Ⅱ-3. 미연준의금리인상시나리오 본연구에서는미연준의연방기금금리전망점도표 (dotplot) 에기반을둔금리인상시나리오를가정하여분석에사용 미연준은위원들이예상하는연방기금금리연말수준을점도표로공개하여시장과소통하는수단으로활용 시장참여자들간에도예상하는금리인상시나리오가존재하나다양하게엇갈림. 따라서미연준위원들의연방기금금리전망을기반으로금리인상시나리오를설정하여분석하는접근이적절하다고판단 < 그림 13> 미연준의연방기금금리전망점도표 시나리오 1 시나리오 2 (baseline) 시나리오 3 미연준의연방기금금리전망점도표를기반으로금리인상속도에따라다음과같이세가지시나리오를가정 < 시나리오 1> 은미연준이점도표상상위 10% 에해당하는금리수준전망치와부합하는빠른속도로매분기금리인상폭을결정한다는공격적인시나리오에해당 - 18 -
< 시나리오 2> 는미연준이점도표상중간값에해당하는금리수준전망치와부합하는속도로매분기금리인상폭을결정한다는시나리오에해당하며, 본연구에서는이를기본시나리오 (baselinescenario) 로사용 < 시나리오 3> 은미연준이점도표상하위 10% 에해당하는금리수준전망치와부합하는완만한속도로매분기금리인상폭을결정한다는시나리오에해당 < 표 2> 시나리오별미연준금리인상폭 ( 단위 :bps) 시나리오 1 시나리오 2 시나리오 3 최초 1분기 25 25 0 2분기 50 25 0 3분기 50 25 0 4분기 50 25 25 5분기 50 25 25 6분기 50 25 25 7분기 25 25 25 8분기 25 25 25 9분기 25 50 25 10 분기 25 50 50-19 -
Ⅲ. 미국금리인상에대한우리경제의취약성점검 Ⅲ-1. 외환위기의기본개념 미연준의금리인상과정에서급격한자본유출로우리나라에서외환위기상황이발생할가능성이있는지를점검 외환위기의정의는 Berg etal.(1999), Kaminsky etal.(1998) 의경우환율및외환보유액의월변화량가중평균이국가평균수준에서 3표준편차만큼큰경우로정의 Garberetal.(2000) 은 1 통화가치하락 > 10% 이고,2 이자율증가율 > 25% 인경우,Royand Tudela(2000) 은 1 통화가치하락 > 5% 이고,2 적어도이전몇달전에비해두배인경우를외환위기로정의 IMF(2010) 는전년도에비해명목환율이 30% 절하되거나 10% 절상된상황을외환위기로정의 일반적으로기존의문헌에서는통화가치가전년도보다 10% 이상하락하고당해연도에 25% 이상급락한경우를위기를인식하는데많이사용 외환위기의원인은발생시기및지역별로다소상이한측면이존재하는데, 학계에서는 1세대,2세대,3 세대모델 (First,Second and Third generationmodel) 등을통해원인을설명 (1 세대모델 ) 고정환율제하에서저성장, 재정적자의확대, 과다한통화팽창및경상수지적자의누적등경제의기본여건악화와함께시장의기대가일방향으로형성되는경우외환위기가발생 ( 예 :80 년대초중남미외환위기 ) (2 세대모델 )1 세대모델과는달리경제펀더멘탈이양호함에도불구, 시장참여자들이향후정부정책변화에대한예상등을토 - 20 -
대로새로운균형점을향해동시에움직일경우자기실현적예상 (self-fulfiling expectation) 으로외환위기가발생 ( 예 :90 년대초유럽외환위기 (EMScrisis) (3 세대모델 ) 금융회사들의도덕적해이 * 가기업의과잉투자를유발하여금융회사의부실확대와함께금융위기및외환위기가발생 ( 예 :90 년대후반동아시아외환위기 ) * 도덕적해이는정부의암묵적인지급보증, 금융기관들에대한구조조정미흡등에기인 세계경제구조가복잡 다변화되고각국간연계성강화로개별적위기촉발요인이결합하여위기가발생할뿐만아니라, 특정국의위기가전이되어국제금융시장불안으로증폭될가능성도존재 특히 IMF(2010) 은부문별위험요인의독립적충격보다는위험요인들간의상호연계적증폭효과로발생한다고평가 2008 년글로벌금융위기당시일부대형금융회사의파산및부실확대가금융회사상호간의연계성을통해직접적인손실이없던여타금융회사들에게까지신용경색및유동성경색을유발 또한신용및유동성경색으로금융회사들이각기유동성확보에나서자신흥국등을중심으로외국인투자자금이급격히유출되면서신흥국금융시스템까지불안하게만듦. 이에따라급격한자본유출을동반하는위기상황발생을예측하기위한다양한모형이개발되었으나그유용성에있어한계존재 위기예측모형은일반적으로로짓 / 프로빗모형이나비모수방식인신호접근법등을통해위기선행지표를계량적으로분석함으로써위기를조기에경보하는방식 따라서위기예측모형은과거에경제위기와유사한유형의경제위기가능성을사전에포착하는데도움이되지만, 위기의구체적인형태가매번달라진다는점에서한계를지님. - 21 -
경제의취약성에대한면밀한점검은위기예측모형과같은정량적인분석을보완할수있는유용한분석방식이될수있음. 과거다양한국가에서급격한자본유출로외환위기가발생한사례들을분석해보면촉발요인 (trigger) 이취약성 (vulnerability) 과결합된결과임을확인할수있음. 촉발요인을사전에예측하여차단하기는어렵지만구조적취약성은사전에파악하여위기확산을예방할수있음. < 표 3> 국가별과거외환위기시취약점및촉발요인 국가 취약점 촉발요인 멕시코 (1994) 정부부문의단기대외채무확대 미국의통화긴축정책, 정치적불안정 태국 (1997) 민간부문의대외채무확대 교역조건악화, 자산가격급락 한국 (1997) 인도네시아 (1997) 금융부문의대외채무확대및대기업에대한과도한익스포저 기업의대외채무, 부동산및자산관련대출에집중된은행시스템, 높은기업의부채대비자기자본비율 교역조건악화, 재벌수익성악화, 동남아시아로부터의전염효과 태국 위기로부터의 전염효과, 은행 위기 러시아 (1998) 정부의단기대외자금조달수요확대 예산적자목표 달성의 실패, 교역조 건악화 브라질 (1999) 정부의단기대외채무확대 예산감축실행가능성에대한우려, 현경상수지적자, 러시아의디폴트로부터의전염효과 터키 (2000) 자료 :IMF(2010) 정부의단기대외채무확대, 외국환과만기의미스매치 경상수지적자확대, 실질환율가치상승, 교역조건에서의충격 ; 금융부문의개혁을수행할정부의지에대한불확실성 일반적으로미국의금리인상은아래의네가지경로를통해우리나라와같은신흥국경제에영향을미칠것이라는예상이지배적 ( 금리채널 ) 미국과신흥국간내외금리차가축소되어신흥국시장금리에상방압력으로작용할것으로예상 ( 유동성채널 ) 미국으로유동성이회수되는과정에서신흥국으로 - 22 -
부터자본유출이나타날것으로예상되며, 동시에국제원자재시장에서도자금조달비용이상승하여투기적수요가둔화되면서원자재가격이하락할여지가있음. ( 위험선호채널 ) 달러자금에대한조달비용이상승하면서신흥국주식과같은위험자산에대한선호가감소할것으로예상되며, 이경우신흥국에서선진국으로, 주식시장에서채권시장으로투자수요가전환될가능성존재 ( 무역채널 ) 미국경기회복으로對미수출은증가할수있으나신흥국금리가급상승하여신흥국경기가위축되면對신흥국수출이감소할수있음. < 그림 14> 미연준금리인상의신흥국파급경로 실물경로신흥국대미수출증대 신흥국 미국경기개선 금리인상 금리경로 국제원자재시장자본유입감소 신흥국자본유입감소 원자재가격경로 자산가격경로 환율경로 신흥국금리인상 국제원자재가격하락 신흥국자산가격하락 신흥국환율절하 물가수출경기 주 : 김명현 (2010) 을바탕으로재구성 이러한다양한파급경로를감안하여아래에서는우리경제의취약성 을외환보유액, 경상수지, 단기외채, 물가상승률, 민간신용및재정 적자등의지표를통해점검 - 23 -
Ⅲ-2. 우리경제의취약성점검결과 우리나라를비롯한신흥국 26 개국의최근취약성지표를계산하여여타신흥국과의비교를통해우리나라의취약성정도를상대평가 신흥국의범위는 MSCIEmerging MarketIndex 를구성하는 22 개국을기본으로하고, 관심의대상이되는일부신흥국을추가하여 26 개국을구성 < 그림 15> 신흥국외환시장압력지수 (EMPI) ( 단위 :%) 환율절하압력을나타내는외환시장압력지수 7) 를신흥국간비교한결과, 우리나라는 2015 년 7월말기준 1.4% 를기록하여여타신흥국대비양호한수준 국제금융시장이경색될경우자본의급격한유출 (sudden stop) 이나타나면서신용이위축되고통화가치가하락하게됨. 외환시장압력지수는자본유출이발생할때해당국외환당국이 7) 지수를시산하는구체적인방식은다양하게제시된바있으며본고에서는다음과같은방식으로시산하였음. 환율변동율표준편차 환율변동율 외환보유액변동률 변동률표준편차 - 24 -
절하를허용하면환율이변동하고, 절하압력을시장개입으로방어하면외환보유액이감소하는점에착안하여고안된지표 최근외환시장의불안이증폭된콜롬비아 (9.7%), 브라질 (9.7%), 베네수엘라 (8.0%) 등의취약신흥국들의경우외환시장압력지수가높은것으로나타남. 이에반해우리나라의외환시장압력지수는분석대상신흥국중네번째로양호한수준에해당 2015 년 7월기준우리나라의외환시장압력지수인 1.4% 는 tapertantrum 발생직전인 2013 년 4월 ( 1.4%) 과비슷한수준에해당하며, 과거외환위기나글로벌금융위기당시수준에비해매우양호한상황 < 그림 16> 우리나라외환시장압력지수추이 ( 단위 :%) 우리나라의경상수지는 2014 년기준 GDP 대비 6.3% 수준의흑자를 기록하여신흥국중두번째로건전한수준에해당 충분한외환보유액과경상수지흑자는급격한자본유출에따른 - 25 -
- 26 - 외화자금경색을완화 우리나라는 2014 년기준 GDP 대비 6.3% 의대규모경상수지흑자를기록하여분석대상신흥국중에서대만에이어두번째로양호한상황 이에반해터키, 남아공, 콜롬비아등의취약신흥국들은 GDP 대비 5% 가넘는경상수지적자를기록하고있는것으로나타남. < 그림 17> 신흥국간경상수지비교 (GDP 대비, 2014 년기준 ) -6-4 -2 0 2 4 6 8 10 12 Å ÀÌ ÏÇѱ¹» ¹À̽þÆÇÊ Çɺ ³ ¼ö óçë ű¹ ½Ã¾ÆÁß±¹± ½ºÃ¼ÄÚ ç ϾÆÀÌÁýÆ ¾Æ ÇîƼ³ªÄ ¹Æú õµåàîµµ ß½ÃÄÚÀεµ³ ½Ã¾Æºê óáú ìå óà쳪æä çäý Òºñ¾Æ³²¾Æ øåíå ð ÎÄÚ(%) (%) 우리나라의 2015 년 1/4 분기기준외환보유액은 GEFR 8) 대비 15.2 배를기록하여신흥국중에서매우건전한수준 충분한외환보유액역시급격한자본유출에따른외화자금경색을완화하는버퍼역할을수행하며, 외환보유액이 GEFR 을하회하는경우단기외화유동성위기를겪을위험이존재 우리나라의외환보유액은 2015 년 1 분기기준 GEFR 대비 15.2 배규모로분석대상신흥국중두번째로양호한상황 이에반해우크라이나, 터키, 아르헨티나, 남아공등은외환보유 8) Gross External Financing Requirement(GEFR) 는단기외채와경상수지적자의합으로정의되며외환보유액의규모를가늠하기위한통상적인기준으로사용됨.
- 27 - 액규모가 GEFR 에도못미치는수준이어서외화유동성위험에매우취약한상태인것으로나타남. < 그림 18> 신흥국간 GEFR 대비외환보유액비교 (2015 년 1 분기기준 ) 0 5 10 15 20 25 30 35 40 ÇÊ ÇÉÇѱ¹Áß±¹Å±¹Å ÀÌ ÏÀεµÆä ççë ç Ͼƺê óáúä ¹ÀÌÁýÆ Æú õµå ß½ÃÄÚ» ¹À̽à ÄÝ Òºñ¾ÆüÄÚ ð ÎÄÚÀεµ³ ½Ã ³²¾Æ ø¾æ ÇîƼ ÅÍÅ ìå óàì ± ½º(%) < 그림 19> 신흥국간대외채무비교 0 50 100 150 200 250 300 350 Áß±¹ÀÌÁýÆ º ³ ¼ö óàîµµçê ÇÉ¾Æ ÇîƼ³ªÄÝ Òºñ¾ÆÇѱ¹ ½Ã¾ÆÆä çå ÀÌ Ï ß½ÃÄÚű¹³²¾Æ øåíå ç ϾÆüÄÚÆú õµå ìå óà쳪çë Ä ¹대외채무 (GDP 대비, 2015 년 1 분기기준 ) (%) 우리나라의 2015 년 1 분기기준단기외채는외환보유액대비 31.5%
- 28 - 수준으로신흥국중에서는중상위권 단기외채는외국으로부터자본유입이급격하게중단되거나반전되는경우외환위기를초래하는직접적인원인이되어왔음. 우리나라는높은대외개방도와수출의존도로인해매입외환의규모가작지않아단기외채규모역시작은규모라할수없음. 우크라이나, 터키, 아르헨티나, 폴란드등은단기외채만해도경제규모를상회하는규모이어서외환위기의위험이높은상황 < 그림 20> 신흥국간단기외채비교 0 50 100 150 200 250 Æä çàîµµºê óáúçê ÇÉÁß±¹Å±¹ÀÌÁýÆ ÄÝ Òºñ¾ÆÇѱ¹Ä ¹ ç ϾÆÆú õµåå ÀÌ Ï ß½ÃÄÚ ð ÎÄÚÇë» ¹À̽þÆÀεµ³ ½Ã¾ÆüÄÚ³²¾Æ ø¾æ ÇîƼ³ªÅÍÅ ìå óà쳪단기외채 ( 외환보유액대비, 2015 년 1 분기기준 ) (%) 우리나라의재정수지는 2014 년기준 GDP 대비 0.4% 수준으로신흥국중에서중상위권에속하여양호한상황 선진국의양적완화정책등을배경으로확대된풍부한글로벌유동성에의존하여재정적자확대를용인해온경우에는자본유출의부정적충격이더욱증폭될우려 베네수엘라, 남아공, 인도등의국가들은 GDP 대비 3% 이상의매우큰재정수지적자를기록하고있어취약성이존재하는것으로평가
- 29 - < 그림 21> 신흥국간재정수지비교 (GDP 대비, 2014 년기준 ) -12-10 -8-6 -4-2 0 2 4 ÇÊ Çɱ ½ºÇë ÄÝ Òºñ¾ÆÆä çåíå üÄÚÇѱ¹ºê óáúáß±¹ ½Ã¾ÆÀεµ³ ½Ã¾Æű¹ ç Ï¾Æ¾Æ ÇîƼ³ª ìå óà쳪æú õµåä ¹» ¹ÀÌ½Ã¾Æ ß½ÃÄÚ ð ÎÄÚÅ ÀÌ ÏÀεµ³²¾Æ øàìáýæ º ³ ¼ö ó(%) < 그림 22> 신흥국간민간신용변화비교 (2008 년대비, 2013 년기준 ) -20-10 0 10 20 30 40 50 ÀÌÁýÆ ìå óà쳪çñ±¹çë ç ϾÆÆú õµåàîµµ¾æ ÇîƼ³ªÆä çä ¹ÇÊ ÇÉ ð ÎÄÚüÄÚº ³ ¼ö ó³²¾æ ø ß½ÃÄÚ ½Ã¾ÆÄÝ Òºñ¾ÆÀεµ³ ½Ã¾Æºê óáú» ¹À̽þƱ ½ºÁß±¹ÅÍŠű¹(%p) 우리나라의민간신용은 2008 년부터 2013 년사이에 13.4% 정도축소되어신흥국중에서상위권에속하는양호한상황 선진국양적완화정책등을배경으로확대된글로벌유동성에의존하여민간신용팽창을용인해온경우에는자본유출의부정적
- 30 - 충격이더욱증폭될우려 태국, 터키, 중국, 그리스, 말레이시아등은글로벌금융위기이후에도 30~40% 의민간신용팽창을용인하여취약성이매우높아진상황 우리나라의물가상승률은저유가기조의영향으로최근 3 년평균치가 0.5% 수준에머물러있어환율이상승할경우에도물가상승률이크게오를가능성이높지않은것으로평가 만성적으로높은물가상승률을기록한경우향후환율이큰폭으로상승하면경제에심각한타격이될개연성존재 베네수엘라, 아르헨티나, 우크라이나등의신흥국은외환부족에대응하여수입제한조치등을취한결과, 생활필수품을중심으로높은물가상승률이지속되어취약한모습을나타내었음. < 그림 23> 신흥국간물가상승률비교 -5 0 5 10 15 20 25 30 35 40 45 ± ½ºÆú õµåå ÀÌ ÏüÄÚÇѱ¹Çë ð ÎÄÚű¹Áß±¹» ¹ÀÌ½Ã¾Æ ç ϾÆÄÝ Òºñ¾ÆÆä ççê ÇÉÄ ¹ ß½ÃÄÚ³²¾Æ øàîµµàîµµ³ ½Ã¾Æºê óáúåíå ½Ã¾ÆÀÌÁýÆ ìå óà쳪¾æ ÇîƼ³ªº ³ ¼ö ó물가상승률 ( 최근 3 년평균기준 ) (%) 다양한측면에서자본유출에대한취약성을점검한결과, 우리나라는대체로경제여건이양호하여급격한자본유출로인한위기상황
을경험할개연성은낮은것으로평가 다만, 전세계적인유동성축소에따른자본유출은어느정도불가피한측면이있다는점에서다음장에서는금리인상에따라예상되는우리나라자본유출규모를추정 - 31 -
Ⅳ. 우리나라의자본유출규모추정 Ⅳ-1. 구조적 VAR 모형의소개 아래에서는미연준의통화정책정상화가우리나라자본유출입에미치는영향을추정하는실증분석모형을소개 기존의문헌에따르면자본유출입에는다양한요인이영향을미쳐실증분석의신뢰성을높이기위해서는미연준의통화정책정상화가자본유출입에미치는독립적인영향을다른요인의영향으로부터구분할필요 본연구에서는 Kimuraand Nakajima(2013) 가제시한방법에의존하여금리정책의구조적충격 (structuralshock) 을식별하고동충격이우리나라자본유출입에미치는영향을분석 Kimura and Nakajima(2013) 는본원통화와단기금리간의관계를식별제약요건 (identification restriction) 으로부여하여금리정책의구조적충격을식별 의구조모형 (structuralmodel) 이 VAR 과정을따른다고가정하며, 여기서 는미국의단기금리, 은미연준의본원통화, 은미국의장기금리, 는우리나라의자본유출입을나타내는변수임. 가안정적인 (stationary) 시계열벡터이면 를아래의이동평균모형으로나타낼수있음. 아래의식에서 와 은각각계수행렬과시차연산자이며 은미국단기금리의구조적충격을, 은미연준본원통화의구조적충격을, 은미국장기금리의구조적충격을, 그리고 은우리나라자본유출입의구조적충격을의미 - 32 -
(1), 이때에식 (1) 은 와 을이용하여다음과같이식 (4) 로나타낼수있음. 식 (4) 는 의공분산행렬 (covariancematrix) 을항등행렬 (identity matrix) 로정규화한식 (1) 의또다른형태임. 식 (2) 에따르면 가 1단위증감한것은 가 1표준편차만큼증감한것과같음. 따라서 는 기에 가 1표준편차만큼변화할때 가 기에보이는반응을나타내며, 는 기에 가 1단위변화할때 가 기에보이는반응을나타냄. (2) (3) (4) - 33 -
, 식 (1) 또는 (4) 는 의구조형 (structuralform) 모형이기때문에관측불가능하므로미연준통화정책의구조적충격이우리나라자본유출입에어느정도영향을미치는지는 의축약형 (reduced form) 모형을통해유추할수밖에없음. 의축약형모형을아래와같다고가정함. (5) 식 (5) 에따르면관측가능한시계열자료로부터 에대해얻을수있는정보는,,, 에불과 이렇게제한된정보만을가지고식 (1) 또는 (4) 를식별하는것이불가능하기때문에식 (5) 로부터식 (1) 또는 (4) 를식별하기위해서는 의공분산행렬인 에제약요건을가할필요가있음. 축약형 VAR 모형의추정을통해얻은정보를이용하여구조형 - 34 -
VAR 모형을식별하는문제를좀더자세히설명하면다음과같음. 식 (4) 와 (5) 로부터아래의두가지식을도출할수있으며, 식 (6) 과 (7) 은식 (4) 의구조형 VAR 모형을식별하는것이 를식별하는것과같다는것을의미함. 식 (4) 에서 의공분산행렬은항등행렬이며, 의이러한성질을이용하면식 (6) 을다음과같이나타낼수있음. 식 (8) 을통해 을식별할수있으면식 (6) 과 (7) 을통해 와 을도출하여식 (4) 를식별할수있으며, 이렇게구한식 (4) 에대한정보를식 (2) 와 (3) 에대입하면구조형 VAR 모형인식 (1) 을식별할수있게됨. (6) (7) (8) 그런데식 (8) 에따르면축약형 VAR 모형을추정하여 의공분산행렬인 에대해얻을수있는정보는 10 개에불과하여추가적인제약요건이필요 구조형 VAR 모형의 에내재해있는미지변수는 16 개나돼서 가과소식별 (under-identified) 되어있기때문에 에 6개의제약조건을추가하지않으면축약형 VAR 모형으로부터구조형 VAR 모형을식별해낼수없음. 가다음과같은하방삼각행렬 (lowertriangularmatrix) 을따른다는제약요건을부여하면축약형 VAR 모형으로부터구조형 VAR 모형을식별할수있음. - 35 -
(9) 가식 (9) 의하방삼각행렬이라는것은다음과같은의미를가짐. 기에미국의단기금리 ( ) 는자기자신의충격 ( ) 에의해서만영향을받고다른구조적충격 ( ) 은미국의단기금리에동시적으로영향을미치지않는다는것을의미 또한식 (9) 에따르면 기의미연준의본원통화 ( ) 는 와 에의해서만영향을받고, 기의미국의장기금리 ( ) 는,, 에의해서만영향을받으며, 기의우리나라의자본유출입 ( ) 은모든구조적충격 ( ) 에의해동시적으로영향을받음. 식 (9) 에나와있는식별제약요건은 Choleski 분해에서사용하는순환적구조 (recursivestructure) 와동일 식 (9) 를이용하여축약형 VAR 모형으로부터추출한충격은구조적충격이라는해석이가능 중앙은행이금리인상을단행하면해당기단기금리는본원통화의영향을받지않지만본원통화는단기금리에영향을받음. 금리인상정책에내재해있는이러한단기금리와본원통화간의관계는식 (9) 에서 와 가반영하기때문에식 (9) 를통해도출한 를금리인상정책의구조적충격으로볼수있음. 를구성하는나머지변수의순서 (ordering) 도경제학적근거에크게배치되지않으며, 에서미국의단기금리 ( ) 가미국의장기금리 ( ) 보다앞에위치해있는것은장기금리를단기금리의 - 36 -
함수로정의하는이자율만기구조 (term structureofinterestrate) 이론과부합 또한미국의장단기금리가우리나라를포함하여신흥국의자본유출입에지대한영향을미친다는것은이미기존의문헌에서입증된사실 (Ghosh etal.,2014;world Bank,2014;Taylorand Sarno,1997;Fernandez-Arias,1996) 본연구에서는식 (9) 를식별제약요건으로하는구조적 (structural) VAR 모형을추정하여미연준의금리인상이우리나라자본유출입 에미치는영향을분석함으로써자본유출입규모를유추 Ⅳ-2. 자료및구조적 VAR 모형추정결과 본연구의구조적 VAR 모형을구성하는 4개의변수는다음과같음. 본연구의표본기간동안에화폐발행액은거의변화가없는점을감안하여 의변수로미연준의본원통화대신에지급준비금잔액을사용 는미연준의정책금리인연방기금금리를사용하였으며, 는미국의 10 년만기국채금리를사용 우리나라의자본유출입을나타내는변수인 는국제투자대조표의외국인국내투자잔액과내국인해외투자잔액을사용 본연구의분석은분기별자료에의존하였는데, 이는국제투자대조표에나와있는우리나라자본유출입자료가분기별로되어있기때문임. 미연준의금리정책의영향을추정하는구조적 VAR 모형의표본기간은 2000 년 1/4 분기 ~2008 년 2/4 분기로함. - 37 -
미연준의지급준비금잔액과우리나라의외국인국내투자잔액및내국인해외투자잔액에서는단위근 (unitroot) 이발견되어로그차분한값을이용 미연준의지급준비금자료는미연준으로부터, 미연준연방기금금리와미국의국채금리는 Bloomberg 로부터, 그리고우리나라의자본유출입자료는한국은행으로부터구함. 본절에서는식 (9) 의식별제약요건을이용하여구조적 VAR 모형을추정함으로써충격반응함수 (impulseresponsefunction) 을도출 그중에서식 (9) 을이용하였을때미연준금리정책의구조적충격 ( ) 이우리나라자본유출입에미치는영향을중심으로논의를진행하기로함. < 그림 24> 금리인상에따른내 외국인투자잔액의반응 < 외국인국내투자 > < 내국인해외투자 >????????.08.04.06.03.04.02.02.00.01 -.02.00 -.04 -.06 -.01 -.08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 -.02 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 < 그림 24> 는금리정책충격에대한내 외국인국내투자잔액의반응을나타낸충격반응함수를제시 충격반응함수는특정변수가 1표준편차만큼증가할때우리나라자본유출입이보이는동태적반응 - 38 -
< 그림 24> 에따르면외국인국내투자잔액은미연준이금리를인상하여연방기금금리가올라가면외국인국내투자는감소하는경향 내국인해외투자도외국인국내투자와유사한반응을보여금리를인상하면해외투자자금을점진적으로회수하는경향 < 그림 25> 금리정책충격에대한외국인국내투자의유형별반응 < 직접투자 > < 주식투자 >????????.06.20.15.04.10.02.05.00.00 -.05 -.02 -.10 -.15 -.04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 -.20 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 < 채권투자 > < 외화차입 >????????.06.08.04.06.04.02.02.00.00 -.02 -.02 -.04 -.06 -.04 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 -.08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 미연준의금리정책충격에대해우리나라자본유출입이유형별로어떠한반응을보이는지는 < 그림 25> 와 < 그림 26> 에정리 < 그림 25> 와 < 그림 26> 에는각각미연준의금리인상에대해외국인국내투자와내국인해외투자가유형별로보이는충격반응함수를수록 - 39 -
먼저 < 그림 25> 을보면, 미연준이금리인상을단행하면외국인직접투자자금과주식투자자금은해외로빠져나가는경향이있으나, 외국인채권투자자금과외화차입은시간이지나면서규모가줄어들기는하지만꾸준히국내로유입 < 그림 26> 의내국인해외투자의경우에도미연준이금리인상을단행하면해외주식시장및채권시장에투자하는내국인들은투자자금을국내로회수하는투자행태를보이나, 내국인직접투자자금과외화대출은미연준이정책금리를인상하면늘어나는것으로나타남. < 그림 26> 금리정책충격에대한내국인해외투자의유형별반응 < 직접투자 > < 주식투자 >????????.04.20.03.15.10.02.05.01.00.00 -.05 -.10 -.01 -.15 -.02 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 -.20 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 < 채권투자 > < 외화대출 >????????.12.08.04.12.08.04.00.00 -.04 -.04 -.08 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 < 그림 27> 은미연준의금리인상에따른우리나라의외국인국내투 - 40 -
자와내국인해외투자의누적반응함수를그려놓은것으로다음과같은특징이발견 첫째, 미연준이금리인상을단행하면외국인국내투자는감소하고, 내국인해외투자는증가하나시간이지나면서증가세가둔화됨. 둘째, 미연준이금리를인상할때우리나라에서는자본유입보다는자본유출이더크게나타날가능성이있으며, 우리나라의순자본유출이외국인투자자금과내국인투자자금이동반유출되면서발생 셋째, 미연준의금리정책층격에대해증권투자자금의누적반응함수가가장크고내국인해외투자에서채권투자자금의누적반응함수가가장큰것으로추정 < 그림 27> 금리정책충격에대한누적반응함수 < 외국인국내투자 > < 내국인해외투자 > 0.1 0.05 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 전체직접투자주식투자채권투자차입 0.05 0-0.05 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 전체직접투자주식투자채권투자대출 -0.05-0.1-0.1-0.15-0.15-0.2 Ⅳ-3. 시나리오별자본유출입추정규모 2008 년글로벌금융위기당시우리나라를포함한대부분의신흥국 들은자본유입이갑자기중단되고이어서대규모자본유출이발생 - 41 -
하는현상을또다시경험 1990 년대후반아시아외환위기시신흥국에서발생한대규모자본유출은신흥국의자체적인문제가원인 글로벌금융위기시신흥국의대규모자본유출은미국등선진국에의해촉발되었다는점에서신흥국들에게는큰충격으로다가왔음. 이에따라신흥국들을중심으로대내외충격에대한위기관리능력을제고해야한다는인식이빠르게확산되었으며글로벌금융위기이후우리나라의외환건전성정책도우리경제의위기관리능력제고를통한금융시스템의안정을정책목표로하고있음. 그런데이러한정책목표를달성하기위해서는외환보유액확충등을통해우리경제의대외지급능력을충분히확보하는것도중요하지만, 보다근본적으로특정충격에따라자본이급격하게유입되거나유출되는문제를치유할필요 이에정부는자본유출입의변동성을완화하기위한규제도병행하여실시 글로벌금융위기당시우리경제는다른신흥국들에비해해외충격에상대적으로더취약하다는평가가우세하였으며, 이의배경으로는주로다음과같은요인들이지적 첫째, 외국인투자자들이위기발생과함께유동성확보를위한디레버리지 (deleverage) 과정에서상대적으로자금회수가용이한국내금융시장을선호 둘째, 우리경제가수출비중이나외채비중이높아글로벌금융시장의변화에더큰영향을받을수밖에없음. 9) 9)2008 년에우리나라의수출의존도 ( 수출액 /GDP) 는 45.5% 로중국 (33.0%), 인도네시아 (26.8%) 등다른신흥국을상회하였음. 또한우리나라의외환보유액대비단기외채비중도 2008 년상반기말에 68.1% 로인도네시아 (37.2%), 브라질 (20.7%), 말레이시아 (31.2%), 멕시코 (28.6%) 등보다높았음. - 42 -
이처럼대내외충격에대한취약성이크다보니글로벌금융위기이후예비적동기의외화보유에대한수요가늘어나면서외환보유액이급증 우리나라외환보유액은 2001 년에사상처음으로 1,000 억달러를넘어선이후지속적으로증가하였으나 2008 년에글로벌금융위기에따른국내금융회사의외화자금난완화를위해정부가자금지원에나섬에따라감소 그러나국내금융회사에게공급된외화자금이회수되고경상수지및자본수지가지속적으로흑자를보이면서외환보유액은 2009 년부터다시증가세로돌아서 2013 년말현재약 3,465 억달러를기록 외환보유액이증가하면대외지급능력이개선되어대외신인도제고에도움이되지만그에따른부담도만만치않음. 우리나라외환보유액은주로원화로자금을조달하여미국채등주요선진국의중장기채권으로운용 그런데우리나라국가위험이주요선진국국가위험보다높기때문에조달금리가운용금리를상회하는금리역마진이구조적으로발생할수밖에없음. 10) 금리역마진을완화하기위해외환보유액을수익성이높은외화자산으로운용하는데에도한계가있음. 외환보유액은대외지급불균형으로인해요구되는외화유동성의최종보루라는점에서수익성이낮은안전자산위주의운용이불가피하기때문임. 외환보유액의운용은통화불일치에따른위험에도노출되어있 10) 일부에서는외환보유액운용에따른금리역마진을준재정비용 (quasi-fiscalcost) 이라고부르기도함. - 43 -
는데, 특히환율변동성이큰시기에는통화불일치문제로인해 외환보유액의안정적인운용수익확보가매우어려워짐. 이처럼외환보유액은규모가늘어나면그에상응하여관리비용이늘어나는문제도있지만외환보유액을확충하는것자체가수월하지않다는문제도있음. 외환시장개입은외환보유액을확충하는데활용되는가장기본적인수단이나개입에만의존하는외환보유액확충은여러부작용을동반 11) 우리나라의경우외환시장개입에의존하지않고외국환평형기금 ( 외평기금 ) 을통해서도외환보유액을확충해나갈수있음. 12) 정부는외평기금을이용하여외화를매입하거나매각하여환율안정을도모하는데, 이때에매입한외화자금은한국은행에예치되어외화보유액의일부를구성 그러나외평기금을확대하여외환보유액을확충하는것역시여의치않으며, 외평기금의누적적자가크게늘어나고있어외평기금에대한부정적시각이팽배해있기때문임. 외환보유액과마찬가지로외평기금도구조적으로금리역마진에따른손실이불가피하기때문에외평기금규모가확대되면국가 11) 외환보유액을확충하기위해외환당국이시장에과도하게개입하면쏠림현상이발생하여시장불안을조장할수있음. 글로벌금융위기이전에미래환율에대한시장의기대가일방향으로쏠리면서발생한키코 (KIKO) 사태는이를방증함 ( 이상제 김영도,2009). 외환시장개입은금리차익거래기회가소멸되지않고장기간지속되게하여단기외화차입증가에따른자본유출입의변동성확대를초래할수도있음. 금리차익거래가일어나면통안증권에대한수요가증가하여통안증권금리가하락하고외화자금시장에서외화공급 원화수요가확대되어통화스왑 (CRS) 금리가상승하면스왑스프레드 ( 통안증권금리 - 통화스왑금리 ) 가축소됨 ( 신성욱 장성우,2006). 그러나금리차익거래에따른외화차입으로발생하는원화절상압력을완화하기위해외환당국이시장에개입하고이를불태화하는과정에서통안증권발행이늘어나면통안증권금리하락이제한되어스왑스프레드가줄어들지않을가능성이있음. 또한외환보유액을대거늘리기위해외환당국이빈번하게시장에개입하면우리나라의대외신인도에부정적인영향을미칠수있음. 12) 과거정부는주로원화표시외국환평형기금채권 ( 외평채 ) 을발행하여외평기금을조성하였으나 2003 년 11 월부터는원화표시외평채발행을중단하고공공자금관리기금 ( 공자기금 ) 예수금으로원화자금을조달하고있음. - 44 -
재정이악화되는결과를초래할수있다는논리 외환보유액이확대되면민간부문의도덕적해이로인해사회적비용 (socialcost) 이증가한다는주장도있음 (Rodrik2006). 외환보유액의사회적비용은외환보유액운용수익에서민간부문의외화조달비용을차감한값으로정의됨. 13) 민간부문은외환보유액을유사시자신들이사용할수있는보험으로인식하려는경향이있어외환보유액이증가하면민간부문의단기외채도함께증가하여외채의만기구조가단기화되면서국가전체의외화유동성위험이오히려악화될수있음. 실제로, 김승원 (2010) 은우리나라를포함하여많은신흥국들이외환보유액과단기외채간에양 (+) 의상관관계를가지고있음을보임. 이처럼민간부문의도덕적해이로인해외채가증가하면해당국가의대외신인도하락으로민간부문의외화조달비용이상승할수밖에없으며, 이는결국외환보유액보유에따른사회적비용이증가하는결과를낳게됨. 정부는외환보유액확충에따른한계를보완하고자중앙은행간통화스왑을통해제2선외환보유액을확보하고자본유출입의변동성을완화하기위한외환규제도실시 정부는미국, 일본, 중국등 3개국중앙은행과통화스왑계약을체결하였으며, 최근에는호주중앙은행과도통화스왑계약을맺었음. 글로벌금융위기이후정부가취한외환규제는 < 표 3> 에요약하였는데, 이는크게두가지로구분이가능 13) 외환보유액의사회적비용을이렇게정의하는이유는외환보유액이란궁극적으로민간부문에서조달한외화자금을외환당국이운용하는형태를띠기때문이다. - 45 -
첫째는외환건전성규제를강화함으로써외환부문에대한금융회사의위기관리능력을제고하는조치이며, 둘째는외화유입에따른부담을금융회사가분담하도록하는수혜자분담금제도의도입 외환건전성규제에는선물환포지션규제의부활, 외화유동성비율강화, 외화안전자산보유의무화등이있으며, 수혜자분담금제도에는외환건전성부담금부과, 외국인채권투자비과세폐지등이있음. 14) < 표 4> 글로벌금융위기이후외환규제조치내용 발표시기 2009.11. 2010.6. 조치내용 - 외화유동성비율정비 (2010.1) - 외화안전자산보유최저한도의무화 (2010.7) - 중장기외화대출재원조달비율강화 (2010.1) - 외환파생상품거래리스크관리기준시행 (2010.1) - 선물환포지션한도제도도입 (2010.9) - 외화유동성비율규제강화 (2010.8) - 중장기외화대출재원조달비율강화 (2010.8) - 외화대출관리강화 (2010.6) - 외환파생상품거래리스크관리기준하향조정 (2010.8) - 외은지점의자율적외화유동성리스크관리유도 (2010.9) 2010.11. - 외국인채권투자자에대한과세환원조치 (2011.1) 2010.12. - 외환건전성부담금도입 (2011.8) 2011.5. - 선물환포지션한도축소 (2011.6) 2012.11. - 선물환포지션한도추가축소 (2012.12) 주 :() 안은시행시기자료 : 기획재정부, 한국은행, 금융위원회 이와같은정부의조치에힘입어우리경제의외환건전성이미연준 의통화정책정상화에따른충격을감내할수있는정도로개선되 14) 외환규제에대한보다자세한내용은박해식 박성욱 (2012), 한국금융연구원 (2011) 에나와있음. - 46 -
< 표 5> 미연준금리인상에따른자본유출입규모추정 인상폭 외국인국내투자전체 (A) ( 단위 :bps, 억달러 ) 3 개월 6 개월 9 개월 12 개월 15 개월 18 개월 24 개월 25 14.1 7.5 0.6-9.8-19.2-28.3-43.6 50 28.2 15.0 1.1-19.6-38.4-56.5-87.2 75 42.3 22.5 1.7-29.4-57.5-84.8-130.8 100 56.4 30.0 2.3-39.2-76.7-113.1-174.4 125 70.4 37.5 2.9-49.0-95.9-141.3-218.0 150 84.5 45.0 3.4-58.8-115.1-169.6-261.6 175 98.6 52.5 4.0-68.6-134.3-197.8-305.2 200 112.7 60.0 4.6-78.5-153.4-226.1-348.7 인상폭 내국인해외투자전체 (B) 3 개월 6 개월 9 개월 12 개월 15 개월 18 개월 24 개월 25 23.7 32.0 33.3 31.6 28.4 24.6 16.9 50 47.3 64.1 66.6 63.2 56.8 49.3 33.9 75 71.0 96.1 99.8 94.8 85.2 73.9 50.8 100 94.6 128.1 133.1 126.4 113.6 98.5 67.7 125 118.3 160.2 166.4 158.0 142.0 123.2 84.6 150 141.9 192.2 199.7 189.6 170.4 147.8 101.6 175 165.6 224.2 233.0 221.2 198.8 172.4 118.5 200 189.2 256.3 266.3 252.8 227.2 197.1 135.4 인상폭 A-B 3개월 6개월 9개월 12 개월 15 개월 18 개월 24 개월 25-9.6-24.5-32.7-41.4-47.6-52.9-60.5 50-19.1-49.1-65.4-82.8-95.1-105.8-121.0 75-28.7-73.6-98.1-124.2-142.7-158.7-181.6 100-38.3-98.1-130.8-165.6-190.3-211.6-242.1 125-47.8-122.7-163.6-207.0-237.9-264.5-302.6 150-57.4-147.2-196.3-248.4-285.4-317.4-363.1 175-67.0-171.7-229.0-289.8-333.0-370.3-423.7 200-76.5-196.2-261.7-331.2-380.6-423.2-484.2 었는지를살펴보기위해아래에서는구조적 VAR 모형의누적반응함수를이용하여자본유출입규모를추산 < 표 5> 는미연준이금리를인상할때구조적 VAR 모형의추정결과에근거하여우리나라의전체외국인국내투자와전체내국인해외투자가보이는누적반응규모를예시한것임. - 47 -
< 표 5> 의금액은미연준이금리를 25bps 인상하면 2년후에전체외국인국내투자는 44 억달러감소한다고해석할수있음. < 표 5> 에따르면미연준의금리인상시외국인국내투자자금과내국인해외투자자금이동시에해외로유출되면서우리나라는순자본유출을경험함. < 표 6> 과 < 표 7> 은미연준의금리인상에따른외국인국내투자와내국인해외투자의유형별누적반응규모를예시한것인데, 미연준의금리인상에대해외국인주식투자자금의누적반응규모가압도적으로큼. 이와같은누적반응규모를이용하여미연준의금리인상이시작된시점부터 6개월간격으로외국인국내투자의증감규모를세가지시나리오에대해추정한결과가 < 표 8> 에제시 이에따르면미연준이금리인상을완만하게진행 (< 시나리오 2>~< 시나리오 3>) 하면 3년후외국인투자자금의해외유출규모는 187~380 억달러를기록하고, 공격적인시나리오 (< 시나리오 1>) 하에서는 620 억달러의외국인투자자금이해외로빠져나가는것으로추정됨. 특히외국인주식투자자금의경우가장공격적인시나리오 (< 시나리오 1>) 하에서 3년후예상되는자금유출규모가 1,395 억달러에달함. 미연준의금리인상으로유입될것으로예상되는외국인채권투자자금을포함하더라도외국인증권투자자금의유출규모는다른유형의유출규모를압도 < 표 9> 는내국인해외투자를대상으로미연준의금리인상시나리 오별로예상되는증감규모를추정한것임. 외국인국내투자의경우미연준의금리인상에따른자금유출규 - 48 -
< 표 6> 미연준금리인상에따른유형별외국인국내투자증감규모추정 ( 단위 :bps, 억달러 ) 인상폭 직접투자주식투자 3개월 6개월 9개월 12 개월 15 개월 18 개월 24 개월 3개월 6개월 9개월 12 개월 15 개월 18 개월 24 개월 25 5.3 0.5-1.0-3.4-5.0-6.6-9.3-7.1-31.0-40.2-54.4-65.9-77.5-97.1 50 10.5 0.9-1.9-6.7-10.0-13.3-18.6-14.2-62.1-80.5-108.8-131.8-155.0-194.1 75 15.8 1.4-2.9-10.1-15.0-19.9-27.9-21.3-93.1-120.7-163.2-197.7-232.5-291.2 100 21.1 1.9-3.8-13.5-19.9-26.6-37.1-28.4-124.2-160.9-217.6-263.5-310.0-388.2 125 26.3 2.3-4.8-16.9-24.9-33.2-46.4-35.5-155.2-201.2-271.9-329.4-387.5-485.3 150 31.6 2.8-5.8-20.2-29.9-39.9-55.7-42.6-186.3-241.4-326.3-395.3-465.0-582.3 175 36.9 3.3-6.7-23.6-34.9-46.5-65.0-49.6-217.3-281.7-380.7-461.2-542.5-679.4 200 42.1 3.7-7.7-27.0-39.9-53.2-74.3-56.7-248.4-321.9-435.1-527.1-620.0-776.5 인상폭 채권투자외화차입 3개월 6개월 9개월 12 개월 15 개월 18 개월 24 개월 3개월 6개월 9개월 12 개월 15 개월 18 개월 24 개월 25 6.7 11.1 14.8 17.8 20.2 22.2 25.3 4.2 8.2 10.1 11.8 12.9 13.8 15.0 50 13.4 22.1 29.7 35.5 40.4 44.4 50.5 8.5 16.5 20.3 23.7 25.8 27.5 29.9 75 20.1 33.2 44.5 53.3 60.6 66.6 75.8 12.7 24.7 30.4 35.5 38.6 41.3 44.9 100 26.8 44.2 59.4 71.0 80.8 88.7 101.0 16.9 32.9 40.6 47.3 51.5 55.1 59.9 125 33.5 55.3 74.2 88.8 101.0 110.9 126.3 21.2 41.2 50.7 59.1 64.4 68.8 74.9 150 40.2 66.3 89.1 106.5 121.2 133.1 151.6 25.4 49.4 60.8 71.0 77.3 82.6 89.8 175 46.9 77.4 103.9 124.3 141.4 155.3 176.8 29.6 57.6 71.0 82.8 90.1 96.4 104.8 200 53.6 88.4 118.8 142.1 161.6 177.5 202.1 33.9 65.9 81.1 94.6 103.0 110.1 119.8-49 -
표 미연준금리인상에따른유형별내국인해외투자증감규모 < 7> 인상폭 직접투자주 3개월 6개월 9개월 12 개월 15 18 24 3개월 6개월 9개월 12 25 6.3 10.9 13.8 15.9 17.3 18.4 19.6 16.2 15.8 12.9 50 12.7 21.8 27.6 31.8 34.7 36.8 39.3 32.3 31.6 25.8 75 19.0 32.6 41.3 47.7 52.0 55.2 58.9 48.5 47.4 38.6 개월 개월 개월 개월개월개월 100 25.3 43.5 55.1 63.6 69.4 73.5 78.6 64.6 63.2 51.5 125 31.6 54.4 68.9 79.5 86.7 91.9 98.2 80.8 79.0 64.4 150 38.0 65.3 82.7 95.3 104.1 110.3 117.8 97.0 94.8 77.3 175 44.3 76.2 96.4 111.2 121.4 128.7 137.5 113.1 110.6 90.2 200 50.6 87.0 110.2 127.1 138.8 147.1 157.1 129.3 126.4 103.0 인상폭 채권투자외 3개월 6개월 9개월 12 개월 15 18 24 3개월 6개월 9개월 12 25-0.2-4.6-7.6-10.9-13.6-16.1-20.4 0.0 0.7 2.1 50-0.4-9.1-15.3-21.8-27.2-32.3-40.7 0.0 1.3 4.2 75-0.6-13.7-22.9-32.6-40.9-48.4-61.1-0.1 2.0 6.3 100-0.8-18.2-30.6-43.5-54.5-64.6-81.5-0.1 2.7 8.5 125-1.0-22.8-38.2-54.4-68.1-80.7-101.9-0.1 3.3 10.6 150-1.2-27.3-45.9-65.3-81.7-96.8-122.2-0.1 4.0 12.7 175-1.5-31.9-53.5-76.2-95.3-113.0-142.6-0.2 4.6 14.8 개월 개월 개월 개월개월개월 200-1.7-36.4-61.1-87.1-109.0-129.1-163.0-0.2 5.3 16.9-50 -
< 표 8> 금리인상시나리오별외국인국내투자증감규모추정 금리인상시나리오 전 1 2 3 6 개월 35.7 21.6 0.0 12 개월 34.8 12.4 14.1 18 개월 -41.5-35.0 22.2 24 개월 -208.4-115.0-6.7 30 개월 -400.1-199.5-57.2 36 개월 -620.2-380.1-186.5 금리인상시나리오 직접투자 체 주식투자 ( 단위 : 억달러 ) 1 2 3 1 2 3 6 개월 11.0 5.7 0.0-45.2-38.1 0.0 12 개월 6.3 1.4 5.3-210.5-132.5-7.1 18 개월 -13.6-10.2 4.8-472.2-275.3-78.3 24 개월 -51.8-27.6-3.5-780.8-458.9-198.2 30 개월 -89.5-43.6-12.9-1,102.8-712.9-400.3 36 개월 -133.6-85.5-44.9-1,395.0-973.7-619.4 금리인상시나리오 채권투자 외화차입 1 2 3 1 2 3 6 개월 24.5 17.8 0.0 16.7 12.5 0.0 12 개월 83.5 50.5 6.7 57.4 34.6 4.2 18 개월 165.0 93.3 32.7 109.6 61.4 22.7 24 개월 244.1 143.0 70.9 155.7 91.3 47.5 30 개월 319.1 216.2 124.2 196.5 135.9 80.4 36 개월 373.8 272.0 166.9 222.6 166.1 104.5 모가시간이지나면서확대되는경향을보이는반면, 내국인해외투자는 30 개월이후자금유출규모가축소되는모습을보임. 이는미연준이금리를인상하면내국인의해외주식투자가증가하다가 30 개월이후감소하기때문임. 유형별로보면직접투자의유출규모가매우큰것으로나타났으나직접투자가장기투자의성격을지니고있는점을감안하면직접투자의유출규모는과대평가되어있을가능성이높은것으로판단 - 51 -
< 표 9> 금리인상시나리오별내국인해외투자증감규모추정 금리인상시나리오 전 1 2 3 6 개월 79.4 55.7 0.0 12 개월 210.6 120.9 23.7 18 개월 325.7 174.5 89.1 24 개월 354.5 213.0 149.6 30 개월 344.6 294.2 219.6 36 개월 264.0 259.4 203.9 금리인상시나리오 직접투자 체 주식투자 ( 단위 : 억달러 ) 1 2 3 1 2 3 6 개월 23.6 17.2 0.0 48.5 32.1 0.0 12 개월 78.2 47.0 6.3 101.2 54.3 16.2 18 개월 148.1 83.0 31.0 122.9 59.9 45.3 24 개월 208.3 122.2 64.5 77.9 50.7 59.1 30 개월 259.8 180.7 108.7 16.5 64.6 74.2 36 개월 289.4 217.8 139.0-87.1-14.4 20.5 금리인상시나리오 채권투자 외화대출 1 2 3 1 2 3 6 개월 -5.0-4.8 0.0 0.6 0.6 0.0 12 개월 -35.7-23.3-0.2 8.6 5.8 0.0 18 개월 -89.9-53.0-12.4 24.4 14.6 2.8 24 개월 -158.3-91.7-36.9 45.4 26.0 9.8 30 개월 -228.0-142.3-71.6 66.2 40.1 20.0 36 개월 -294.0-202.9-116.7 86.3 59.2 34.0-52 -
Ⅴ. 우리나라금융부문에대한영향분석 Ⅴ-1. 주가에미치는영향분석결과 앞에서소개한자본유출규모추정결과를기반으로향후 1년사이에주식시장의변동성이과도하게높아질가능성을점검 자본유출규모추정결과에따르면미연준의금리인상으로향후 1년간예상되는주식투자자금순유출및외국인주식투자자금유출규모는각각 190 억달러와 130 억달러수준임. 이러한유출규모와동반되어서발생할수있는주가지수변동폭의범위를파악함으로써향후 1년사이에주식시장이과도한변동성을겪을우려가있는지를점검 가. 주식자금순유출에따른주가변동폭추정 우리나라의주식투자자금순유출이지속된사례는크게두번정도가존재 월별변동자료보다는누적시계열이지속적인순유출을식별하기에용이하기때문에편의상 1980 년이후누적주식투자자금순유입시계열을시산하여이를기준으로논의 1980 년이래장기적으로순유입이지속되었던주식투자자금은 2006 년 3월부터 2008 년 9월사이에약 1,400 억달러의누적순유출이발생 이후다시장기적으로순유입기조로반전되었으나 2012 년 10 월이래현재까지순유출이지속되어누적규모가약 350 억달러에달함. - 53 -
< 그림 28> 주식투자자금누적 ( 좌 ) 및월별 ( 우 ) 순유입추이 ( 단위 : 억달러 ) 주 :1980 년이후누적기준자료 : 한국은행 < 그림 29> 종합주가지수 (KOSPI) 추이 ( 좌 ) 및변동 ( 우 ) ( 단위 : 포인트 ) 주 :KOSPI 는월초지수와월말지수의평균값이며, 변동은 ( 월말지수 - 월초지수 ) 자료 : 한국은행 - 54 -
그러나큰폭의주식투자자금순유출이지속된두번의기간동안에종합주가지수가지속적으로하락한것은아님. 2006 년 3월말 1,360 수준이던종합주가지수는순유출지속이종료된 2008 년 9월말에 1,450 수준으로오히려상승 2012 년 10 월말 1,910 수준이던종합주가지수는순유출이지속된 2015 년 9월말에도 1,960 수준으로오히려상승 각각약 1,400 억달러와 350 억달러의대규모순유출이지속된에피소드에서도종합주가지수가일방향의움직임을보이지않은것은주식투자자금순유출이반드시주가하락을초래할만큼지배적인요인이아님을시사 이번에는앞서추정된 190 억달러규모의주식투자자금순유출이발생한경우주가지수의움직임이하락하는경향이있었는지점검 한국은행국제수지금융계정월별자료를기반으로주식투자자금의순유출이지속되었던 2006 년 3월 ~2008 년 9월및 2012 년 10 월 ~2015 년 9월까지의기간중 190 억달러내외의순유출규모에해당하는짧은에피소드들을식별 해당에피소드가지속된기간동안종합주가지수의변동폭을기말값과기초값의차이를통해시산 다양한사례로부터유용한정보를최대한추출하기위해에피소드기간이중복되는것을허용하여식별 약 190 억달러의순유출이지속된에피소드동안종합주가지수의변동폭은특별히 systematic 한패턴을보이지않았음. 전술된방법을통해 190 억달러내외의순유출에피소드는총 205 개가식별 < 그림 30> 의히스토그램에서확인되듯해당에피소드에대한종합주가지수변동은하락쪽으로약간치우쳤으나비교적대칭적 - 55 -
인모습 평균변동폭이 3.9 포인트상승인반면중간값은 1.6 포인트로 0근처에서엇갈린수치를나타냄. 최대 480 포인트상승한사례도있는반면 450 포인트가량하락한사례도존재하여시장불안이고조될가능성에주의할필요는있음. < 그림 31> 의산포도를보면 190 억달러내외의순유출에대해대체로 200~+300 포인트의변동사례가존재하며,200 억달러이상의순유출에서도주가등락사례가대체로비슷하게존재 < 표 10> KOSPI 변동기초통계 < 그림 30> KOSPI 변동히스토그램 ( 단위 : 포인트 ) Obs 205 Mean 3.9 Std. dev. 154.7 0%(Min) -449.1 25% -67.0 백분위수 50%(Median) -1.6 75% 78.2 100%(Max) 480.7 약 190 억달러의주식투자자금순유출은주식시장불안을높은확률로초래할만큼지배적인요인이아닐것으로판단 그러나종합주가지수가크게하락한에피소드가존재하는것은사실이므로주의가요구됨. 우리나라의경우주식투자자금순유출지속이주로내국인의해외주식투자증가세에의해초래된측면 이에아래에서는외국인주식투자자금순유출만을대상으로점검하고자함. - 56 -
< 그림 31> KOSPI 변동및주식투자자금순유출산포도 나. 외국인주식투자자금유출에따른주가변동폭추정 외국인주식투자자금이지속적으로유출된사례는한번존재 여기에서도 1980 년이후누적외국인주식투자자금유출시계열을시산하여이를기준으로논의 1980 년이래외국인주식투자자금은 2007 년 6월부터 2008 년 11 월사이에 600 억달러가넘는누적유출이발생한바있음 (< 그림 32>) 이후외국인주식투자자금은등락을거듭하는가운데장기적인추세는상승중 큰폭의외국인주식투자자금유출이지속된기간동안에종합주가지수역시큰폭으로하락하는모습 (< 그림 33>) 2007 년 6월말 1,730 수준이던종합주가지수는외국인주식투자자금유출지속이종료된 2008 년 11 월말에 1,090 수준으로큰 - 57 -
폭의하락을경험 즉, 앞서살펴본주식투자자금순유출의경우와는달리외국인주식투자자금순유출은종합주가지수의하락을초래할가능성이있음을의미 < 그림 32> 외국인국내주식투자자금누적 ( 좌 ) 및월별 ( 우 ) 순유입추이 ( 단위 : 억달러 ) 주 :1980 년이후누적기준자료 : 한국은행 앞서추정된 130 억달러규모의외국인주식투자자금유출이발생한경우주가지수의움직임이하락하는경향이있었는지점검 한국은행국제수지금융계정월별자료를기반으로외국인주식투자자금의유출이지속되었던 2007 년 6월 ~2008 년 11 월까지의기간중 130 억달러내외의유출규모에해당하는짧은에피소드들을식별 해당에피소드가지속된기간동안종합주가지수의변동폭을기말값과기초값의차이를통해시산 - 58 -
다양한사례로부터유용한정보를최대한추출하기위해에피소 드의기간이중복되는것을허용하여식별 < 그림 33> 종합주가지수 (KOSPI) 추이 ( 좌 ) 및변동 ( 우 ) ( 단위 : 포인트 ) 주 :KOSPI 는월초지수와월말지수의평균값이며, 변동은 ( 월말지수 - 월초지수 ) 자료 : 한국은행 약 130 억달러의외국인주식투자자금유출이지속된에피소드동안종합주가지수의변동폭은 systematic 하게하락하는패턴을보였던것으로나타남. 전술된방법을통해 130 억달러내외의외국인주식투자자금유출에피소드는총 53 개가식별 < 그림 34> 의히스토그램에서확인되듯해당에피소드에대한종합주가지수변동은하락쪽으로현저하게치우친모습으로평균변동폭과중간값모두 190 포인트수준을기록 최대 320 포인트상승한사례도존재하기는하나최대 740 포인트가량하락한사례도존재하며, 전체에피소드의 75% 가적어도 50 포인트하락한사례에해당 - 59 -
< 표 11> KOSPI 변동기초통계 < 그림 34> KOSPI 변동히스토그램 ( 단위 : 포인트 ) Obs 53 Mean -194.1 Std. dev. 229.6 백분위수 0%(Min) -739.0 25% -338.4 50%(Median) -190.1 75% -54.0 100%(Max) 321.3 < 그림 35>KOSPI 변동및외국인주식투자자금유출산포도 < 그림 35> 의산포도를보면 130 억달러내외의외국인주식투자자금유출에대해 400~0 포인트의변동사례가고르게존재 종합주가지수가 600 포인트이상하락한경우에는대체로외국인주식투자자금누적유출규모가큰에피소드에해당 이와같은사례를기반으로판단할때, 향후미연준의금리인상으로약 130 억달러가량의외국인주식투자자금유출발생 - 60 -
시종합주가지수가하락할가능성이상당히높으며그폭은 400 포인트이내가될것으로예상 Ⅴ-2. 환율에미치는영향분석결과 앞서추정결과를기반으로향후 1년간 110 억달러규모의국제수지금융계정순유출이발생할경우예상되는환율변동폭을점검 미연준의금리인상으로향후 1년간예상되는국제수지금융계정순유출규모는 110 억달러정도일것으로추정됨. 금융계정에서 110 억달러규모의순유출이발생하면외환시장에서환율상승압력요인으로작용할개연성이높아이에대한점검이필요 < 그림 36> 국제수지금융계정누적 ( 좌 ) 및월별 ( 우 ) 순유입추이 ( 단위 : 억달러 ) 주 :1980 년이후누적금액기준자료 : 한국은행 국제수지금융계정은 2012 년 5 월부터순유출추이가시작되어현재 - 61 -
까지도지속되고있는상황인반면환율은 systematic 한움직임을보이지않았음. 금융계정의순유출이지속되었던기간을파악하기위해한국은행국제수지금융계정월별자료를활용하여편의상 1980 년이후의금융계정누적수지시계열을시산 누적시계열은월별순유출에비해순유출추이가지속된기간이나규모를파악하기에상대적으로용이 이를이용하면 2012 년 5월이후순유출이시작되어지금까지지속되고있는장기적인추이를확인할수있음. 그러나 2012 년 5월이후환율은특별히추세적인움직임을보이지않았기때문에대규모의누적금융계정순유출이반드시환율상승을초래할만큼지배적인요인은아니라고판단됨. < 그림 37> 원 / 달러환율추이 ( 좌 ) 및변동 ( 우 ) ( 단위 : /USD) 주 : 원 / 달러환율은월초환율과월말환율의평균값이며, 변동은 ( 월말환율 - 월초환율 ) 임. 자료 : 한국은행 - 62 -
2012 년 5월이후 110 억달러내외의금융계정순유출이발생하였던에피소드를파악하고동기간에대한원달러환율변동폭을시산 표본개수의제약을보완하여유용한정보를최대한추출하기위해각에피소드의시기가중복되는것을허용 예를들어, 다음과같은기간을각각의에피소드로인정 *12`6 월-12`7 월 [108.7 억달러 ],12`6 월-12`8 월 [129.6 억달러 ],12`7 월- 12` 8월 [102.3 억달러 ],12`7 월-12`9 월 [147.8 억달러 ] ** 변동은해당기간의 ( 기말환율-기초환율 ). 해당에피소드기간에대해기말환율과기초환율의차이로환율변동폭을시산 < 표 12> 원 / 달러환율변동기초통계 < 그림 38> 원 / 달러환율히스토그램 ( 단위 :Won/USD) Obs 77 Mean -6.2 Std. dev. 27.2 백분위수 0%(Min) -62.7 25% -25.5 50%(Median) -5.5 75% 11.3 100%(Max) 55.3 이와같은방법론을통해식별해낸에피소드들과그에해당하는원 / 달러환율변동을기초통계량, 히스토그램및산포도를통해요약 중복을허용할때금융계정순유출이 110 억달러내외가되는에피소드는총 77 개존재 < 그림 38> 의히스토그램에서확인할수있듯이, 순유출이 110 억달러내외가되는에피소드동안에환율이하락한경우가더많은것으로나타남. 이러한에피소드중에는환율이 55.3 원만큼상승한에피소드도있었던반면오히려 62.7 원만큼하락한경우도존재 - 63 -
< 그림 39> 의산포도에서도금융계정순유출규모가반드시환율 의상승을초래할만큼지배적인요인이라고는할수없음을확 인가능 < 그림 39> 원 / 달러환율변동및금융계정순유출산포도 Ⅴ-3. 금리에미치는영향분석결과 아래에서는미연준의금리인상이우리나라시장금리에미치는영향에대해분석 미국의금리인상으로우리나라시장금리가상승할것인지혹은우리나라시장금리가미국금리보다낮게역전되어유지될가능성이있는지에대해분석 일부경제학자들은미국의금리인상에상응하여우리나라금리도상승할것이라전망 이러한주장의주된근거는미국국채가우리나라국채보다안정성측면에서선호되는자산이므로미국국채가격이우리나라 - 64 -
국채가격보다높아야한다는점에서출발 즉, 채권가격의역수인채권금리는우리나라가미국보다높아야 한다는것임. 반면, 다른경제학자들은미국금리가상승한다고하더라도우리나라금리는크게변하지않거나혹은미국경기와달리국내경기가안좋아지면오히려하락할것이라고예상 우리나라와미국의경기회복속도가다르고각나라의국채는서로다른독립적인시장의상품이기때문에대체가쉽지않다는것이주된근거 또한,2004 년에우리나라와미국금리간역전현상이발생했다는점도금리역전이가능하다는점에서이들의주장을뒷받침 미국의금리인상으로인하여우리나라시장금리가상승한다면국내실물부문까지영향을미치게됨. 시장금리의상승은가계와기업부문의차입을어렵게만들어소비및투자활동위축을통해생산에부정적인영향을줄가능성 특히, 금리가실물경제에미치는영향은신흥국에서더욱중요하게나타나는경향 Neumeyerand Peri(2005),Uribeand Yue(2006) 등신흥국경기변동에관한주요연구들은금리가신흥국경기변동에중요한영향을미치고있음을밝힘. 일례로, 주요신흥국의금리와경기간관계를살펴보면두변수사이에상당한음의상관관계가있음을확인 주요신흥국에서는 ( 추세가제거된 )GDP 가하락할때금리가상승하는것을확인 - 65 -
< 그림 40> 주요신흥국의이자율과 GDP 주 :GDP 는계절조정후로그선형추세를제거한값임. 신흥국금리는실질금리로서달러표시된채권의금리임. 자료 :IMF,EMBI+,UribeandYue(2006) 에서재인용 물론, 금리와경기변동사이에는양방향의인과관계가존재할수있기때문에음의관계가있다는사실만으로는원인과결과관계를파악하기는힘듦. *Edwarad(1984),Cline(1995),Clineand Barnes(1997) 등신흥국의금리가경 - 66 -
기변동에미치는영향에대한연구는전통적으로이루어진편임. ** 최근에들어서면서반대방향 ( 금리가실물에미치는영향 ) 의연구가활발히이루어짐. 다만, 금리가경기변동에중요한변수인것은인과관계의방향과관계없이확인가능한사실 따라서미국금리인상시우리나라금리가어떻게변화할것인지를 살펴보는것은미국금리인상으로인해우리경제가어떠한영향을 받는지살펴보는데중요한분석임. 다만, 정확한분석을위해서는우리나라달러표시국채금리의이용이요구되나현재달러표시국채는만기가너무길거나규칙적으로발행되지않아미국금리와비교하기가어려움. 우리나라는현재 JP Morgan 의 EMBI 에서제외되어있으므로다른신흥국경기변동연구에서흔히이용되었던 EMBI 데이터를활용할수없음. 따라서아래에서는 ( 달러표시 ) 미국국채금리와우리나라원화표시국채금리를비교 원화표시국채금리는미국금리와비교시환율때문에정확한비교는아니지만, 현재바로이용가능한데이터임. 가. 현황 1995 년부터미국과우리나라의이자율을살펴보면, 미국의 3년만기국채의경우금리변동이우리나라보다안정적 미국의 3년만기국채이자율은 1.5%~6.8% 사이에서움직이다가글로벌금융위기이후제로금리정책을배경으로 0% 대를유지 - 67 -
2014 년하반기부터금리인상에대한기대가이어지며 1% 대를회복하여 2015 년 7월현재 1.03% 를기록 반면, 우리나라금리는 90 년대에줄곧미국보다높은수준이었으며 IMF 외환위기기간중이었던 1998 년 4월에는 17.13% 까지급등 우리나라국채금리역시미국금리와마찬가지로글로벌금융위기이후낮아지기시작하였지만, 미국과는달리테이퍼링에대한기대가확산되기시작된 2013 년이후에도감소세가이어져현재 1.78% 수준 < 그림 41> 우리나라와미국의 3년만기국채금리 18.00 16.00 14.00 12.00 미국한국 10.00 8.00 6.00 4.00 2.00 0.00 1995-05-01 1999-05-01 2003-05-01 2007-05-01 2011-05-01 2015-05-01 자료 : 한국은행,St.LouisFed 10 년만기국채의경우에도비슷한모습을보이고있으나최근미국과우리나라금리간의차이가급격히축소 2013 년테이퍼링기대확산으로금리가상승하였지만, 이후금리가다시하락하였을때우리나라금리가상대적으로더많이하락하여 2015 년 7월현재두금리간차이가 13bp 에불과 - 68 -
< 그림 43> 우리나라와미국의 10 년만기국채금리 9.00 8.00 7.00 6.00 5.00 4.00 3.00 2.00 1.00 미국 한국 0.00 2000-10-01 2004-10-01 2008-10-01 2012-10-01 자료 : 한국은행,St.LouisFed 나. 금리전망의제반여건 우리나라가아직신흥국으로취급받는지는불분명하지만,IMF 외환위기시기와는달리 2007 년말글로벌금융위기시기에는 GDP 하락에도불구하고국내금리가크게상승하지않았음. 앞에서살펴본일반적인신흥국의경우처럼우리나라도 IMF 외환위기당시 GDP 가하락하고금리가상승 1998 년 2분기평균 3년물금리는 16.34% 까지상승하였고, 반면 GDP 의순환적인부분은같은분기에전기대비성장률이 -7.9% 를기록 글로벌금융위기기간중에도 GDP 하락이발생하였는데 GDP 순환부분의성장률이가장많이하락했던분기는 2009 년 1분기로서전기대비 3.6% 의성장률을보였음. 하지만, 글로벌금융위기기간중가장금리가높았던분기는 GDP 가가장많이하락했던분기 (2009 년 1분기 ) 보다앞선 2008-69 -
년 3 분기이고평균 5.85% 를기록하여 IMF 외환위기시기와는 다르게비교적안정적인모습을시현 < 그림 44> 우리나라 GDP 와 3 년만기국고채금리 20 15 GDP 순환 국고채 (3 년 ) 10 5 0 1995 2 1997 2 1999 2 2001 2 2003 2 2005 2 2007 2 2009 2 2011 2 2013 2 2015 2-5 -10 이와같은두위기기간중금리움직임의차이에대해우리나라의기초경제여건 (fundamental) 이개선되어나타난결과일가능성이제기됨. 이는우리나라가더이상신흥국이아니라는가설과유사 하지만다른한편으로는글로벌금융위기의경우위기의시작이라 고할수있는국가가미국이라는점에서 IMF 외환위기와는큰차 이가존재 IMF 외환위기때는아시아신흥국을중심으로금융위기가발생하였으며선진국경제는비교적안정적인움직임을보였음. 선진국의경우경기와금리는뚜렷한양의상관관계를보이므로선진국금리가상대적으로높은수준이었음. - 70 -
* 미국 3 년만기국채의경우 5% 정도를유지 반면글로벌금융위기는미국서브프라임모기지의부실이주요원인중하나로밝혀져있으며, 이로인해미국경제가대공황이후최대의불황 (thegreatrecession) 을겪음. 이러한상황에서미국은전대미문의제로금리정책을취함으로서정책금리를낮은수준으로유지하였을뿐만아니라전격적인국채매입을통해양적완화정책을구현 따라서, 글로벌금융위기시절우리나라의 (IMF 외환위기시절과 비교하여 ) 상대적으로안정적인금리움직임은당시미국의통화정 책도영향을미쳤을가능성 한편현재상황을보면, 미국의경우경기회복이다른주요국보다뚜렷하게나타나는상황이기때문에이제까지비정상적으로낮게유지되었던금리를인상시켜정상화하려는계획이거론됨. 반면, 우리나라의경우에는중국의경기둔화로수출증가율이최근급속히하락하였으며, 뿐만아니라수명증가와같은구조적인이유로인하여내수의회복이계속해서지연 결국이러한점들을종합해보면, 앞으로예상되는미국의금리인상시우리나라가처한상황을글로벌금융위기시절과비교하기보다는 IMF 외환위기와더욱유사한것으로판단됨. 즉, 미국경기는호조를띄며반면우리나라경기는불투명한상황은글로벌금융위기상황보다는 IMF 외환위기상황과더욱유사 이러한판단은금리와관련한상황과여건에대한판단에국한하는것이며결과적으로위기상황으로이어질것이라는의미가 - 71 -
아니라는데에유의할필요 다. 동조화에대한분석 미국금리인상시우리나라금리가어떤움직임을보일지수치적으로분석하기위해서미국금리 (R*) 와우리나라의리스크프리미엄 (D) 간상관계수를구함. 금리구조는다음과같이정의함. *R( 우리나라금리 )=R*( 미국금리 )+D( 리스크프리미엄 ) 만약상관계수가 1에가깝게큰값이나온다면미국금리인상시리스크프리미엄이증가하여우리나라금리가크게상승할가능성 반면음의상관관계가발견된다면미국금리인상시리스크프리미엄의감소로우리나라금리가평균적으로하락할가능성 우리나라의리스크프리미엄은동일만기국채기준으로우리나라국채금리와미국국채금리의차이로구함. 3년만기국채를기준으로미국국채금리와우리나라리스크프리미엄의상관계수를구해보면 1995 년 5월부터 2015 년 7월까지월별데이터를기준으로 0.33 으로나타남. 이와같은수치는경제가불안하였던 90 년대아르헨티나보다높은수치 Neumeyerand Perri(2005) 에서는 90 년대를중심으로아르헨티나데이터를사용해서미국금리와리스크프리미엄간의상관계수를구하였는데 0에가까운값이나타남. * 여기서유의해야할점은상관계수가 0에가깝다는사실은미국금리인상시아르헨티나금리가변동이없다는것을의미하는것이아님. ** 상관관계가미국금리와아르헨티나의리스크프리미엄이므로미국의금리가 1%p 인상된다면아르헨티나금리도평균적으로 1%p 인상된다는의미를 - 72 -
지님. *** 참고로, 상수항과변수간의상관계수는 0 임. 반면,2000 년 10 월부터 2015 년 7월까지미국의 10 년만기국채금리와우리나라리스크프리미엄 (10 년만기 ) 의상관계수를구해보면 0.04 를기록 위경우와는반대로음의상관계수를기록함. 이와같이경우에따라달라지는상관관계의원인은표본기간이 IMF 외환위기를포함하는지에따라달려있음. 3년만기국채의경우에도 IMF 외환위기를포함시키지않도록표본기간의시작시점을 2000 년 10 월부터로조정하면상관계수가무려 0.64 를기록함. 평시에는미국금리와리스크프리미엄의상관관계가크지않다가금융위기기간에는국제자본의흐름이선진국으로쏠리면서상관관계가갑자기커질수있음. 금융위기기간에미국금리와신흥국의리스크프리미엄이강력한양의상관관계를갖는다는사실은 Neumeyer and Peri (2005) 를비롯한여러선행연구에서밝혀진바있음. 관련하여생각해볼수있는다른하나의원인은우리나라의경제가발전하여더이상신흥국의특징을따르지않는다는가설 우리나라경제가 JP Morgan 의 EMBI 에서제외되는등더이상신흥국으로취급받지않고선진국혹은선진국에근접한나라로여겨지기시작 하지만, 국제금융시장의투자자관점에서미국, 일본등과같이확실한선진국으로여겨지는지에대해서는아직의문 - 73 -
* 이를테스트하기위해서는세계적인금융위기상황이도래해국제금융시장 에서안전자산선호 (flightto quality) 현상이발생할때우리나라의자금 유입이관찰되어야함. 라. 미국금리와리스크프리미엄의확률과정추정 만약미국금리와리스크프리미엄사이의상관계수가 0에가깝다면각변수를통제하는확률과정 (stochasticprocess) 이서로독립적인것으로판단하고각각추정하는것이가능 학계에서는금리의확률과정모델로 AR(1) 을흔히이용하기때문에본보고서에서도같은모델을이용하여추정 * 앞서설명한바와같이 R* 는미국금리 D는리스크프리미엄을의미 * 여기서변수위의 hat 은균제상태값에서떨어진정도 (deviation) 를의미 Neumeyerand Perri(2005) 에따르면아르헨티나의경우두변수의상관계수가표본기간동안 0에가까운 0.05 에불과했다고밝힘. 따라서 NP 는두변수가서로독립적인확률과정의통제를받는다고가정하고각각추정함. 하지만, 상관계수가 0에가깝지않다면두확률과정이서로에게미치는영향을고려해서추정해야함. 이런경우만약각각을추정한다면서로가서로에게미치는영향을적절히고려하지못할가능성 예를들어, 미국금리가상승하는것이우리나라리스크프리미엄을동시에증가시킬수있는데이러한메카니즘이모델에적절히표현되어야함. - 74 -
앞에서살펴본것처럼, 우리나라의경우미국금리와리스크프리미엄사이의상관계수가 0에근접한아르헨티나의경우보다큰것으로나타남. 어떤금리를기준으로삼을지와표본기간이위기기간을포함하는지에따라상관계수가달라지나, 대체로아르헨티나보다는높은 0.3 정도인것으로판단됨. * 참고로,Neumeyerand Peri(2005) 의경우아르헨티나가투자부적격국가였기때문에국제금리로미국투자부적격기업의채권금리선택함. 하지만, 상관계수가 0이아닌경우에는일반적인회귀분석을통해추정하면오차항을구별하여해석하기어려움. 즉, 두오차항 ( ) 중어느하나라도충격이발생하면미국금리와우리나라리스크프리미엄을상승시키게되므로어느오차항이미국금리인상충격이라고부를수있을지모호 이두오차항을구별하여해석하기위해서는 SVAR(Structural VectorAuto-Regression) 을활용하여추정하는방법이존재 여기서 SVAR 의활용하는이유는두확률과정을지배하는교란항 (disturbance term) 을서로간의상관관계가없는직교교란 (orthogonalized disturbance) 으로바꾸기위해서임. 일반적으로두확률과정을행렬을활용하여회전 (rotate) 시키면여러형태의직교교란으로바꿀수있음. 다양한직교교란중하나의형태를선택하려면이론의가정을추가하여추정해야함. 미국금리가신흥국프리미엄으로부터동기간영향을받지않는다 는가정을추가하여 SVAR 의계수를추정해본결과, 우리나라의 경우미국금리의직교교란항이신흥국프리미엄에미치는영향이 - 75 -
오히려음수 (-0.12) 로추정됨. 모델에서이미설명한것처럼, 미국금리와신흥국프리미엄은모두 AR(1) 프로세스를따른다고가정 추정된계수가음수라는사실은미국금리가상승할때우리나라의리스크프리미엄은오히려떨어진다는사실을의미 이러한결과는비교상대국이표본기간중투자부적격국가였던아르헨티나라는점에서는자연스럽게여겨짐. * 우리나라경제의펀더멘탈이아르헨티나경제보다안정적이라고여겨지기때문에리스크프리미엄이국제이자율변화의영향에덜의존적일것이라추측됨. 본연구에서는보수적으로 Neumeyerand Peri(2005) 의가정을따라미국금리와우리나라의리스크프리미엄을통제하는확률변수가독립이라고가정하고논의를진행 미국의금리상승이우리나라리스크프리미엄을낮춘다는가정보다 Neumeyerand Peri(2005) 와같이두변수가서로독립적인확률과정을따른다는가정이더보수적인가정 이러한가정을고려하여두확률과정의계수를추정하면다음과같음. 미국금리의지속성을나타내는 의경우아르헨티나보다높은 0.95 를나타낸반면, 국제이자율시계열의표준편차는 0.4% 로아르헨티나보다낮게나타남. *NP 의경우미투자부적격회사채이자율을국제이자율로선택하였기때문에경기의영향을많이받으며 ( 낮은 ) 변동성이큼.( 높은 ) 리스크프리미엄의지속성을나타내는 의경우도우리나라는아르헨티나보다크게나타났으며변동성도아르헨티나보다낮게나타남. - 76 -
마. 미국금리인상의시나리오 미국의금리인상속도와관련해서자본유출분석에서와마찬가지로정책금리인상에대해앞에서언급한것처럼세가지시나리오를고려할수있음. < 시나리오 2> 는 FOMC 회원들의전망치의중간값을기준으로작성됨. < 시나리오 1> 의경우 < 시나리오 2> 보다빠른속도의금리인상을반영하며 < 시나리오 3> 은 < 시나리오 2> 보다완만한속도의금리인상전망을반영함. < 그림 45> 미국정책금리인상 < 시나리오 2> 에따른국내금리전망 ( 단위 :%) 4.50 4.00 우리나라시나리오 2 3.50 3.00 2.50 2.00 1.50 1.00 0.50 0.00 2015년 1월 2015년 7월 2016년 1월 2016년 7월 2017년 1월 2017년 7월 미국의금리인상이미국국채금리에그대로반영된다고보고, 미국금리와우리나라리스크프리미엄간의상관계수를 0으로가정한다면, 우리나라의금리상승폭은미국의정책금리인상폭과동일할것으로전망됨. - 77 -
< 시나리오 2> 를기준으로우리나라금리전망을실시하면, 3년만기국채금리는 2015 년 10 월현재 1.63% 를기록하고있는데 2015 년 12 월에는 1.88%,2016 년 12 월에는 2.88%,2017 년 12 월에는 4.13% 까지상승하는것으로전망됨. - 78 -
Ⅵ. 우리나라실물부문에대한영향분석 Ⅵ-1. 실물부문영향추정을위한모델선택 가. 모델의선택기준 미국금리인상의국내실물부문에대한파급영향을알아보기위해가장적합한모델을탐색 미국금리인상이 GDP, 소비, 투자등우리나라실물경제에미치는영향을잘표현할수있는모델을탐색 실물부문에대한영향을알아보는모델에는크게두가지모델, VAR(VectorAuto-Regression) 에기반을둔모델과 DSGE(Dynamic StochasticGeneralEquilibrium) 를이용한모델로나눌수있음. VAR 모델은설정 운용하기에는간단한장점이존재하지만, 구조적인모수 (structuralparameter) 가아니라 reduced form 의모수를추정한다는단점이존재 * VAR 모델의경우변수들이선형결합 (LinearCombinations) 으로이루어져있어설정과변형이비교적손쉬운편임. **reducedform 의모수를추정할시에는추정하는모수가시간과경우에따라변할수있다는루카스비판 (LucasCritique) 에직면 DSGE 를이용한경우는모델을설정하기가상대적으로어렵지만구조적인모수를추정혹은검정하여모델이안정적 * DSGE 를기반으로한모델은비선형연립방정식체계 (System of Non-equations) 로이루어져있고함수형태에대한충분한근거를제시해야하기때문에모델설정및확장이어려움. ** 쉽게변하지않는구조적인모수를추정 (estimate) 혹은검정 (calibrate) 한다면루카스비판으로부터자유로울수있음. - 79 -
학계에존재하는기존논문중이번경우에잘들어맞는 DSGE 에기반을둔모델이존재하면 VAR 을포함하는다른모델보다우선적으로사용하는것이바람직 DSGE 기반의모델의주요단점이모델을설정하거나확장하는것이어렵다는것인데, 만약고려하고있는상황을잘표현할수있는 DSGE 모델을찾아추가적인큰변화없이이용가능하다면이러한단점을피할수있음. 최근국제금융 (InternationalFinance) 학계의 DSGE 기반모델의발전으로선진국금리인상이신흥국에미치는영향에대해서폭넓은연구가이루어짐. 1980 년대이후급격히이루어진거시경제학 (Macroeconomics) 계의 DSGE 모델의발전은국제금융학계로이어짐. 90 년대말부터아르헨티나, 아시아신흥국등의금융위기 (financialcrisis,sudden stop) 가계속해서이어지면서이러한현상을 DSGE 모델로설명하려는시도가계속됨. 이와같은신흥국의금융위기의원인을찾으려는노력의일환으로선진국의금리변동이신흥국경제에미치는영향에대해서도활발히연구가이루어짐. 미국금리인상의국내영향이라는주제의경우, 이미학계에서 DSGE 에기반을둔모델들의발전이상당히이루어진편이기때문 에기존 DSGE 모델을이용하기에적절하다고판단됨. 나. 관련논문 우선 VAR 을이용하여선진국의금리변동이신흥국에미치는영향 을분석한최근논문은 Mackowiak(2007)* 이존재 - 80 -
Mackowiak 은 VAR 을이용해서분석한결과미국의금리가신흥국의물가나 GDP 에미치는영향이오히려미국내변수보다크다는사실을밝힘. * Mackowiak (2007), External Shocks, U.S. Monetary Policy and Macroeconomic Fluctuations in Emerging Economies, Journal of MonetaryEconomics(171) 이러한결과는선진국과신흥국의반응크기를비교하는데초점이맞춰져있으며신흥국의실물변수에대해서는그파급경로나절대적인크기에대해서는자세한언급이없음. 국제경제학계에서는다룬다음과같은논문들이 DSGE 모델을기반 으로함. Neumeyerand Peri(2005)* 는선진국금리변동보다신흥국리스크프리미엄이신흥국의경기변동에큰영향을미친다고주장 SOE(SmalOpen Economy)DSGE 모델에미국금리를외생충격으로두고신흥국이자율은그에따라움직인다고봄. 금융위기를포함한신흥국의 GDP 변동을모델로설명하였는데미국금리변동보다신흥국리스크프리미엄이경기변동에미치는영향이더욱크게나타남. *NeumeyerandPeri(2005), BusinessCyclesinEmergingEconomies:the roleofinterestrate,journalofmonetaryeconomics(872) Schmit-Groheand Uribe(2003)* 는 SOE 모델중이자율부분에관해서학계에서흔히쓰이는네가지가정들과각각을사용한경우결과를비교해보았는데네가지방법의결과사이에는큰차이가존재하지않았음. SOE 를묘사하는 DSGE 모델은가정상선진국금리를주어진것으로받아들이기때문에금리가내생적으로정해지지않음. - 81 -
따라서균형 (equilibrium) 의존재를위해서는추가적인가정으로금리가변화 수렴할수있는통로를만들어줘야함. Schmit-Groheand Uribe 는기존학계에서쓰이는네가지방법을비교하였으나모두비슷한결과를보여줌. *Schmit-Grohe and Uribe (2003), Closing SmalOpen EconomyModel, JournalofInternationalEconomics(1481) ** 네가지방법 :1. 외생적인 discountfactor,2.debtsize dependentrisk premium 3. portfolio adjustment cost(as in Neuman and Peri), 4. completemarket Uribeand Yue(2006)* 는미국금리와신흥국리스크프리미엄사이의관계를 VAR 로추정하여 Neumeyerand Perri(2005) 와유사한모델에투입하였는데미국이자율변동이신흥국경기변동에 20% 가량을차지한다고밝힘. 미국금리와신흥국리스크프리미엄사이의관계를 VAR 로추정함으로써둘사이의좀더정치한관계를이끌어내어 Neumeyerand Peri 보다경기변동에대한이자율의영향이줄어들어나타남. *Uribe and Yue (2006), Country spreads and emerging countries:who driveswhom?,journalofinternationaleconomics(69) Aguiarand Gopinath(2007)* 는경기변동의주된원인으로지목되는생산성과정 (productivity process) 을추세적인부분과일시적인부분으로나누고추세적인부분에도충격이있으며이러한충격이금융위기를포함한신흥국경기변동을잘설명한다고밝힘. 기존의선진국을대상으로한분석과는다르게신흥국의경우, 추세적인부분에도충격이있음을추정할수있다는점이가장큰특징임. *Aguiarand Gopinath (2007), Emerging MarketBusinessCycles,Journal - 82 -
ofpoliticaleconomy(937) Arelano(2008)* 는 SOE 들의채무불이행 (default) 을구체적으로모델화하여이를이용하여신흥국의경기변동을설명함. 소득이적은불황에는소비에대한한계효용이커짐에따라빚을갚지않고소비하려는이른바채무불이행에대한인센티브가커짐. 이러한인센티브를모델에반영하여아르헨티나의 2001 년의아르헨티나채무불이행과관련한경기변동 (sudden stop 포함 ) 을설명 * Arelano (2008), Default Risk and Income Fluctuations in Emerging Economies,AmericanEconomicReview (677) 다. 모델의선택 관련논문중에서는 Neumeyerand Peri(2005, 이하 NP) 의모델이 가장현상황을잘표현할수있을것이라판단 NP 의경우선진국 ( 미국 ) 의금리인상이신흥국 ( 아르헨티나 ) 에미치는영향을분석하려직접적으로시도하였기때문에미금리인상이우리나라에미치는영향을알아보기에적절 신흥국의경기변동을다룬다른논문들의경우는기존분석의초점이선진국의금리변동의역할이아닌경우에는모델을변형하여분석해야하는단점이존재 하지만 NP 의경우주제에잘부합하기때문에추가적인작업을최소화할수있음. 단, 이후에등장한 Uribeand Yue(2006) 의경우에는미국금리인상 과신흥국리스크프리미엄의관계를좀더정밀히분석하여정확 - 83 -
도를높인장점이존재 하지만,NP 에비해금리인상의효과를과소하게측정하게됨. NP 의경우금리변동이국내경기변동과무관하게 (exogeneously) 움직이기때문에국내금리가경기변동에미치는효과를최대한고려한결과로평가됨. 따라서미국의금리인상에따른국내경기변동을보수적으로접근 하는경우에는 NP 모델이좀더유리 또한,NP 의경우주요한분석의도구로서 DSGE 를이용했기때문 에앞서설명한구조적인모수들을다룰수있다는것이장점임. 쉽게변할수있는모수를추정하지않기때문에모델이안정적 마지막으로,NP 의경우국제금융학계내기준이될만한논문으로 서 NP 모델을통해분석한다면경제학자들이생각하는금리인상이 가져올수있는표준적인효과를구할수있음. 다만,NP 모델을통해우리나라경제를잘묘사하기위해서는금리와리스크프리미엄의확률과정등의모수검정 (parameter calibration) 이중요 모수검정치에따라모델의결과가다르게나타날수있기때문에신중할필요 Ⅵ-2. 모델의환경및균형의정의 가. 모델의환경 모델에서는 기에모델경제의상태변수 (statevariable) 를 로기 - 84 -
술 한기가시작될때제일먼저경제내주요외생변수인기술수준 ( ) 이결정되고이는저번기에서이월된자본과채권함께상태변수에포함. 경제주체들은상태변수를주어진것으로보고 기에선택변수 (choicevariable) 을선택하여자신들의최적화문제를품. ( 기업 ) 생산 ( ) 은다음과같이경제내자본 ( ) 과노동 ( ) 이결합하여만들어짐. 생산함수는콥-더글라스 (Cobb-Douglas) 형식을취함. 는확률로서변하는것이아니라이미정해져있는 (deterministic) 노동확장적 (labor-augmentative) 인기술의변화를의미함. 다만, 기업은생산이일어나기전부분적으로노동의대가를미리지불해야하고기업은그액수만큼을차입해야한다고가정 기업은전체노동비용 ( ) 중 만큼을미리지불해야한다고가정 미리노동비용을지불하는시점은기업은생산물이나오기이전이므로기업은해당액수를국제금융시장에서차입해야함. 차입이자율은신흥국의국제금융시장이자율 ( ) 로정해진다고봄. 이와같은 노동의대가를미리지불해야하고이양만큼차입에 - 85 -
의존해야한다 는가정은 NP 모형의핵심임. 이와같은가정때문에신흥국의생산이신흥국의국제금융시장이자율로부터영향을받음. 이러한가정이없다면 ( 즉, =0),NP 모형은고전적인국제금융모형으로회귀함. 이상의내용을정리하여기업의최적화문제를상정한다면, 기업은다음과같은수식을최대화함. 여기서 부분은미리지불하는노동비용차입에대한순비용 (netcost) 을의미 기업은생산요소의시장가격및신흥국의국제시장이자율을주어진것으로보고생산요소의양 을결정함. ( 경제주체 소비자 ) 모델경제는수명이무한대인서로같은경제주체들로이루어져있음. 경제주체들간의차이점은없기때문에, 대표자모델 (representativeagentmodel) 임. 경제주체들은무한대로살아가며효용극대화를목표로살아가는데, 기에예상되는경제주체생애주기 (lifetime) 전체의효용은다음과같음. 여기서 는미래할인요소를의미하고, 는특정 사건이일어날확률을의미하며, 은해당기효용함수를의미함. - 86 -
경제주체들의예산제약식은다음과같이주어짐. 좌변은지출, 우변은소득부분을의미 먼저예산제약식의소득은크게세부분으로나누어져있음. 경제주체들은이번기생산에제공된자신들의생산요소들로부터생산물을분배받음. 즉, 노동공급으로인한생산기여에대해단위노동력에대한임금을곱한가치 ( ) 로보상받고자본공급에대해서는공급한자본에이자율을곱한값 ( ) 로보상받음. 또한경제주체들은국제금융시장을통해저축을하거나자금을빌릴수있는데저축의양과국제금융시장의이자율을곱한가치 또한이번기소득으로포함됨. 다음으로, 예산제약식의지출은크게네부분으로나누어져있음. 지출은소비, 투자 ( ), 국제금융시장을통한저축, 그리고채권의소유함에있어드는비용 ( ) 로이루어져있음. 보통의경우투자는다음기자본에감가상각이되고남은이번기자본을제외한양 ( ) 을의미하는데본모델의경우자본조정비용 (capitaladjustmentcost) 을추가하였음. 결과적으로투자는다음과같은식으로나타나는데, 여기서 는자본조정비용을나타냄. * 일반적인경우와달리자본조정비용이투자비용에추가됨. 모델내경제주체들은공급하는생산요소의가격및신흥국의국제 시장이자율을주어진것으로두고소비 (, 투자 ( ), 국제금융시장 을통한저축 ( 의양 (volume) 을결정 - 87 -
( 국제금융시장 ) 국제금융시장에서신흥국의이자율 은선진국 ( 미국 ) 의이자율 에신흥국리스크프리미엄 이반영되어결정됨. 따라서본보고서에서선진국의이자율이신흥국에미치는영향에대해분석할때는 를변화시키면서신흥국의다른변수들이어떻게변화하는지를살펴봄. ( 외생변수 ) 모델내에서내생적으로결정되지않고, 외생적으로주어지는변수 들은기술수준, 선진국의이자율 ( ) 및신흥국리스크프리미 엄 ( ) 임. 나. 균형의정의 이모델의균형은상황의존적인 (state dependent) 자원의배분들 { } 과요소가격 { } 으로이루어지는데이와같은변수들은다음과같은조건들을만족시킨다. 1 경제주체들은요소가격을주어진것으로보고최적의소비, 노동투입, 국제금융시장을통한저축, 투자, 자본의양을정함. 2 기업은요소가격을주어진것으로보고자신들의이윤을최대화하는투자와노동의양을정함. 3 요소시장과상품시장은모두청산됨. 다. 모델의검정 (calibration) 먼저모델의한기 (period) 는일반적인경기변동 (businesscycles) 이 - 88 -
론을따라분기 (quarter) 에해당한다고봄. 1) 함수형태의설정 먼저효용함수의경우 Greenwood etal.(1998) 에서사용된형태를 선택하였음. 소비에서나오는효용과노동공급에서나오는비효용이 - 로 연결된것이특징임. 이러한효용함수는특성상노동공급에부 (wealth) 의효과가존재 하여노동공급에 를곱해부의효과를상쇄해주어야균형성장 경로 (balanced growthpath) 를쫓아감. 자본조정비용의경우 NP 에서와같이다음과같은식을따른다고 가정함. 균형성장경로를따르는자본 ( ) 의경우에는 자본조정비용이 0 이됨. 채권소유에대한비용은다음의식으로정함. 여기서 는경제가균형성장경로에있을때채권과 GDP 의비율로정함. 자본조정비용과마찬가지로경제가균형성장경로에있다면채권보유비용이 0가됨. - 89 -
앞으로 NP 의표현방식에따라, 변수가균형성장경로에서벗어나 는부분 ( 편차 ) 을퍼센트로나타낸것을 으로표현하기로함. 외생변수를결정짓는식중, 먼저기술수준에대한식은다음과같이결정됨. 기술충격이라고할수있는 은정규분포 ( ) 를따르며시계열적으로는상관관계가없다고가정함. 는퍼센트로나타낸편차의지속성을의미함. 다음으로국제이자율은다음과같은식을따른다고가정함. 국제금리충격이라고할수있는 은정규분포 ( ) 를따르며시계열적으로는상관관계가없다고가정함. 는퍼센트로나타낸편차의지속성을의미함. 다음으로신흥국리스크프리미엄은다음과같은식을따른다고가정함. 리스크프리미엄충격이라고할수있는 은정규분포 ( ) 를따르며시계열적으로는상관관계가없다고가정함. 는퍼센트로나타낸편차의지속성을의미함. 2) 추세제거 (de-trend) 컴퓨터상에서모델의모의실험을진행하기위해서는모델내변수 - 90 -
들이지속적으로상승혹은하락하는 발산 을한다면적절히계산 할수없음. 모형내변수들이일정한범위내에서움직여야함. 본모형의경우, 경제내추세 ( ) 가존재하므로자연스럽게발산하 게됨. 이러한추세를제거하기위해서는각변수를 로나누어주고 새롭게정의할필요가있음. 여기서변수 에대해추세를없앤경우 로표현하기로함. 추세를없애는작업이후경제주체들과기업의최적화문제에대한 일계조건 (FirstOrderConditions) 을구해보면다음과같음. 먼저경제주체들의노동공급선택에대해일계조건을구해보면다 음과같음. 여기서 는효용함수를 로미분한식을표현하며, 는효용 함수를 로미분한값을의미함. 좌변은노동을한단위늘렸을때증가하는효용의감소를의미 우변은노동을한단위늘렸을때노동수입의증가를통해발생 하는효용의상승분을의미 우변의 는노동의한계수입즉임금을의미 * 기업의최적화의결과인일계조건은 임을고려 - 91 -
다음으로경제주체들의채권의최적선택에대해일계조건을구하면다음과같음. 여기서좌변은이번기에채권을한단위소유함으로써직면하게되는효용의감소를의미 * 채권한단위의추가적인구입은소비의한단위감소를불러일으키며더불어채권보유비용도증가하게됨. 우변은이번기에채권을한단위소유함으로써생기는효용의증가분을의미 * 이번기채권의한단위추가적인구입은다음기소비의증가로이어지며이때미래소비의할인과채권의이자율이고려됨. 마지막으로경제주체들의자본의최적선택에대해일계조건을구 하면다음과같음. { } 좌변은이번기자본을한단위줄였을때, 효용의감소를의미 * 이번기자본의한단위감소는소비한단위의감소와자본조정비용을통해효용을감소시킴. 우변은이번기자본을한단위늘렸을때효용의증가를의미 * 이번기자본의한단위증가는투자를통해다음기생산의증가를불러오고다음기소비의한단위증가로이어짐. * 기업의최적행동의결과도출된일계조건이 임을상기 위세가지식과경제추체들의예산제약식에서추세를없앤다음 식은하나의체계 (system) 를완성하며모델경제를표현함. - 92 -
3) 모수검정 (parametercalibration) 여러모수중가장중요한미국금리와우리나라리스크프리미엄에대한확률과정모수들은금리부분에서분석한결과를사용 두변수간의상관계수는 SVAR 결과음수 (-0.12) 로나타나미국금리인상시우리나라리스크프리미엄이평균적으로떨어지는것으로나타남. 하지만, 음수의절대적인크기가작은편이므로보수적으로접근하여상관계수가 0이라고가정 이를토대로두변수의확률과정에대한모수를구하면, 미국금리의지속성을나타내는 의경우 0.95, 표준편차 ( ) 는 0.4% 로추정됨. 리스크프리미엄의지속성을나타내는 는 0.83, 표준편차 ( ) 는 0.8% 로추정됨. * 리스크프리미엄의표준편차는 NP 에서보고된아르헨티나와비교하여상당히적은수준임. 이외의모수에대해서는우리나라데이터를기반으로새롭게검정하거나학계에서흔히쓰이는표준적인값을활용 효용함수를규정짓는모수중에서는장기이자율을결정하는할인요소 ( ) 를제외하고 NP 의모델을따랐음. 생산기술과관련된모수중에서장기성장률은 2001 년부터 2014 년까지우리나라성장률데이터를이용하였음. 자본소득분배율과감가상각비는김석기 임진 (2015) 에서이용된모수값을사용하였음. - 93 -
< 표 13> 모델의모수검정치 모수 NP 의검정치 ( 아르헨티나 ) 모델에사용된검정치 비고 ( 이자율확률과정에대한모수 ) 0.81 0.95 새롭게추정 0.63% 0.4% 새롭게추정 0.78 0.83 새롭게추정 2.59% 0.8% 새롭게추정 ( 효용함수에관련된모수 ) 0.93 0.96 장기실질이자율 차이에따른조정 5 5 1.6 1.6 2.48 2.48 ( 생산기술과관련된모수 ) 0.62% 1.0% 0.38 0.36 4.4% 1.5% 장기실질성장률차이에따른조정김석기 임진 (2015) 김석기 임진 (2015) 1 1 25.5 25.5 Ⅵ-3. 모의실험 (simulation) 의결과 가. 금리인상의시나리오 - 94 -
앞서소개된시나리오와상응하는시나리오를가정하여금리인상의 영향을분석 모델의특성상모델내경제주체들이금리인상규모를얼마나미리예상하였는가에따라모델에서금리인상을묘사하는방법이상이 예상치못한충격 (unexpected shock) 의충격반응함수를기반으로분석하는방법의한계상계획되어있는금리인상스케줄을그대로반영하는것은힘듦. * 스케쥴이존재하면경제주체들은그에대한기대를형성하기때문에실제금리인상이되더라도예상했던충격일수있음. 금리인상기간모든기 (period) 마다예상치못한금리인상충격을주입할수도있는데, 이러한방식은시간에따라조금씩금리가인상되는상황을묘사하는것이가능 하지만, 매기모든금리인상충격이예상치못한것이라는가정이내재됨. 따라서현재와같이금리인상스케쥴이공개되어있어경제주체들이금리인상정도를미리예상하는부분을모델에서잘묘사하지못함. 반대로, 예상되는시나리오의모든금리변동을한꺼번에반영하면 ( 예를들면 < 시나리오 2> 의경우총 300bp) 금리인상이시작되는시점에서경제주체들이앞으로의인상폭을예상하는상황은묘사가됨. 하지만, 이경우실제와는달리모든금리인상충격이한시점에도달함. 본연구에서는두가지방법의중간방법으로시나리오상금리인 상분을 1 년단위로묶어서금리인상충격을모델경제에투여 - 95 -
< 표 14> 미연준의정책금리인상시나리오 시나리오 1 시나리오 2 시나리오 3 최초 1년 175bp 100bp 25bp 2년 150bp 100bp 100bp 3년 50bp 100bp 75bp 나. 모델의충격반응 (ImpulseResponse) 을통한국내영향추정 1) 미국금리와우리나라리스크프리미엄간상관관계가없는경우 < 그림 46> 은우리나라경제를묘사하는모델에 2.5 표준편차만큼 (100bp) 의일시적인미국금리인상충격이 1기에도래했을경우에우리나라금리 (R) 의충격반응을보여줌. 국내금리 (R) 는미국금리와동일하게 1기에 100bp 가상승하는것을볼수있음. 리스크프리미엄의변화가없으므로이후에도미국금리와동일하게움직임. * 금리확률과정의지속성모수가 0.95 임에따라시간이갈수록금리인상충격폭이줄어드는모습 ** 단,1 기이후의금리인상분은경제주체가미리예측가능하기때문에예측가능못했던충격이아님. 이와같은금리변동이주어졌을때실물변수들의충격반응함수는 < 그림 47> 에정리 구체적으로생산 (y), 소비 (c), 자본 (k), 노동 (lab) 을중심으로내생변수의움직임을관찰 - 96 -
< 그림 46> 미국금리인상으로인한국내금리의충격반응 0.012 0.01 0.008 0.006 0.004 0.002 R 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 < 그림 47> 미국금리인상으로인한실물변수충격반응 0-0.001 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12-0.002-0.003-0.004-0.005-0.006-0.007-0.008-0.009-0.01 y c k lab 먼저,GDP 를나타내는 y의경우미국금리인상후첫번째기에서는 0.1% 정도하락하였다가시간이지날수록그하락의폭이커지는것을볼수있음. GDP 는시간이지날수록점점더하락폭이확대되어 3년뒤에는 - 97 -
0.26% 까지하락하는것으로추정 미국금리의지속성이높은수준으로나타났기때문에 ( = 0.95), 일시적인금리충격에도불구하고효과가오래지속되는경향 본모델의특징은노동공급이해외차입량에의해제약된다는것인데, 이특징으로인하여금리인상초기에는금리인상의양만큼노동공급의감소가발생 (0.1%) 기업들은노동비용 ( ) 을미리지불해야하고이를해외에서차입해야한다는가정 줄어든노동공급으로인해생산이감소하게되어예산제약상경제주체들의소비와투자 ( 저축 ) 의감소가불가피한상황에처하는데, 소비의경우평탄화 (smooth) 하려는힘이존재하기때문에쉽게줄이지못하고대신투자가큰폭으로감소 효용함수는오목함수를가정하였으므로경제주체들은위험기피적인성향을지니고소비를시점간평탄화시키려는유인을보유함. 평탄화유인으로인하여경제주체들은이번기소비와다음기소비의수준이비교적유사하게유지되기를바라기때문에소득의감소가나타났을때투자 ( 저축 ) 를보다많이축소 하지만, 시간이지날수록생산감소폭이조금씩커지는모습을보이는데이는투자의감소로자본수준이낮아지면서생산성을떨어뜨리는효과가발생하기때문으로분석 단, 시간이충분히더흐르면모든효과들이서서히사라지기때문에 0으로수렴 - 98 -
즉, 금리인상이직접적으로차입에부정적인영향을주어노동공급을감소시키는것이외에도줄어든노동공급으로인하여이후지속적으로투자가감소하는간접적인효과가존재하여금리인상의영향이오래지속 앞서가정된금리상 < 시나리오 2> 반영시금리인상이후 1년까지미국금리인상은우리나라 GDP 의 0.13% 하락요인으로작용할것으로전망됨. FOMC 전망을바탕으로한 < 시나리오 2> 에서는최초인상이후 1년간 100bp 가상승한다고가정 최초 1년간반응의평균으로계산함. 최초금리인상 2년후에미금리이상이우리나라 GDP 에미치는영향은 2년전인상효과와 1년전인상효과가더해져 0.3% 로나타남. < 시나리오 2> 에서는최초인상이후 1년에서 2년사이에다시 100bp 가상승한다고가정 최초 2년간반응의평균 ( 0.17%) 와최초 1년간반응의평균 ( 0.13%) 의합으로계산함. 마지막으로최초금리인상 3년후에미국금리인상이 GDP 에미치는영향은 3년전,2 년전,1 년전인상효과를더한 0.49% 로나타남. < 시나리오 2> 에서는최초인상이후 2년에서 3년사이에다시 100bp 가상승한다고가정 최초 3년간반응의평균 ( 0.19%), 최초 2년간반응의평균 ( 0.17%) 와최초 1년간반응의평균 ( 0.13%) 의합으로계산함. - 99 -
비슷한방식으로다른시나리오를대상으로미국금리인상이 GDP 에미치는영향을추정해보면 < 표 15> 와같은결과가나타남. < 표 15> 시나리오별미금리인상이 GDP 에미치는영향 시나리오 1 시나리오 2 시나리오 3 1년후 0.23% 0.13% 0.03% 2년후 0.49% 0.30% 0.17% 3년후 0.65% 0.49% 0.32% 위분석은부분적으로미국금리인상이경제주체들이예기치못한충격이라는사실에바탕을둔다는한계가존재 만약, 경제주체들이미국금리인상을미리예측하였다면미국금리인상에대한국내경제변수들의반응이달라질가능성존재 * 효율적인생산을중시하는경제주체들의선호가반영된모수에따라서는금리인상이전에생산이많이늘어금리인상후경제에미치는충격이더클수도있음. * 소비평탄화를중시하는경제주체들의선호가반영된모수라면금리인상후예측되는생산의감소를막기위해이전에자본등을축적하여생산의감소분을최소화하려는노력을기울일수도있음. 다만, 이러한시나리오결과들의수치화는경제주체들의미국금리인상정도를계량화한자료가있어야함으로모델에서분석하기힘든점이존재 2) 미국금리와우리나라리스크프리미엄간상관관계가있는경우 앞서미국금리와우리나라리스크프리미엄확률과정을 SVAR 을 이용하여추정할때미국금리와우리나라리스크프리미엄사이의 - 100 -
상관관계가약하거나오히려음의관계에있다는사실을밝힘. 하지만, 평시에는약하거나음의상관관계를가지고있다고하더라도금융위기시에는두변수사이의상관관계가매우높아질수있다는것이알려져있음. NP 에는우리나라를포함하여신흥국다섯나라의경우가제시되어있는데모든신흥국들이대체로위기시상관관계가커지는현상을기록 < 그림 48> 미국금리, 우리나라금리및리스크프리미엄의충격반응 0.014 - 상관계수가 0.3 인경우 0.012 0.01 0.008 0.006 0.004 0.002 0 R i cr 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 이러한현상을고려하여좀더보수적으로미국금리인상확률과정의교란항이우리나라리스크프리미엄확률과정의교란항과 0.3 의상관계수를보인다고가정 상관계수가 0.3 인경우 < 그림 48> 에서볼수있듯이,1 기 100bp 규모의미국금리 (i) 인상은우리나라리스크프리미엄 (cr) 을 24bp 정도상승시켜우리나라금리 (R) 가 124bp 상승 - 101 -
< 그림 49> 는상관계수 0.3 가정시미국금리인상의국내실질변수에대한충격반응함수를나타냄. 상관관계가없었던때와비교하여대체로그래프모양이비슷한것을확인할수있음. 다만, 양의상관관계로인해국내금리상승폭이확대되었으므로실물변수들이좀더가파르게하락 < 그림 49> 미국금리인상으로인한실물변수충격반응 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12-0.002-0.004-0.006-0.008-0.01-0.012 y c k lab < 표 16> 미국금리인상이 GDP 에미치는영향 ( 양의상과관계가정 ) 시나리오 1 시나리오 2 시나리오 3 1년후 0.28%p 0.16%p 0.04%p 2년후 0.57%p 0.35%p 0.21%p 3년후 0.73%p 0.56%p 0.36%p 이경우각시나리오별 GDP 의하락폭은 < 표 16> 과같음. - 102 -
< 시나리오 2> 를기준으로상관계수가 0 일때와비교하여 0.03% p~0.07%p 정도추가적인 GDP 감소가발생하는것으로나타남. - 103 -
Ⅶ. 결론및정책시사점 Ⅶ-1. 분석결과의주요내용 현재의우리나라경제여건을고려할때우리경제는미국의금리인상으로인해위기또는위기에버금가는상황을겪을만큼취약하지않은것으로평가 미국의금리인상이예상되고있음에도불구하고현재우리나라의외환시장압력지수는 1.4% 로여타신흥국에비해매우양호한수준을유지 GDP 대비 6% 가넘는경상흑자,GEFR( 단기외채 + 경상수지 ) 대비 15 배에달하는외환보유액은매우건전한수준으로미국금리인상에따른자본유출을감내할수있을것으로판단 GDP 대비대외채무와외환보유액대비단기외채비중도각각 50% 미만으로양호한외채상환능력을보유하고있으며신흥국중에서도중상위권에해당 주요선진국의양적완화에따른대규모자본유입에도불구하고양호한재정건전성을유지하고있으며민간신용은오히려축소되어자본유출의부정적충격이크지않을전망 최근 3년간물가상승률도 0.5% 수준을유지하고있어미국금리인상에따른자본유출로환율이상승하더라도물가상승률이크게오를가능성이높지않은것으로평가 그러나미국금리인상시자본유출이외국인주식투자자금위주로진행될것으로추정됨에따라국내주식시장이불안해질가능성을배제할수없는상황 미연준위원들의연방기금금리전망점도표에의존하여중간값에해당하는금리전망을바탕으로한금리인상시나리오에따르 - 104 -
면미연준은 3년간매년 100bps 씩금리를인상 이러한 Baseline 시나리오에따라우리나라의자본유출입규모를추정하면외국인주식투자자금은미국금리인상후 1년간약 130 억달러,2 년간약 460 억달러,3 년간약 970 억달러유출 과거의경험에서비추어보면국내주식시장에서 130 억달러내외의외국인주식투자자금이탈시주가지수는대체적으로 200 포인트내외의하락폭을시현 미국금리인상이후국내주식시장에서이탈하는외국인주식투자자금규모가시간이지나면서더욱확대되는것으로추정되는바, 주식시장불안이의외로심각해질가능성 미국금리인상시국내금리의동반상승으로우리경제의성장세둔화도불가피할것으로추정되나성장세둔화폭은우려할정도로크지않을전망 미국금리인상의 Baseline 시나리오하에서우리경제의 GDP 는금리인상 1년후 0.13~0.16%,2 년후 0.30~0.35%,3 년후 0.49~ 0.56% 감소하는것으로추정 미국금리인상시국내소비와투자의동반감소가예상되는데, 소비의경우평탄화유인으로감소폭이완만한대신투자는큰폭으로감소하는것으로나타남. 또한미국금리의높은지속성, 투자감소가자본축적에미치는부정적영향등으로미국금리인상이우리나라실물경제에미치는영향이오랜기간지속되는것으로분석 이와같은추정결과는과거를기반으로한변수들의평균적인움직임을전망한것으로금융시장급변등예기치못한상황발생시실물경제에대한영향이추정치보다악화될가능성 Ⅶ-2. 리스크요인 - 105 -
가. 가계의부채상환부담증가 1) 가계부채현황 2015 년 2/4 분기말가계신용잔액은 1,130.5 조원으로꾸준한증가추세를이어감. 가계신용의대부분은가계대출 (1,071.0 조원 ) 로이루어져있으며판매신용은 59.5 조원만을차지 가계신용은 2015 년상반기에만 45.2 조원증가하여 2012 년연중증가액 47.6 조원에육박 가계신용증가분의대부분도가계대출로이루어져있으며판매신용의 2015 년상반기증가액은 0.7 조원으로 2014 년말에비해오히려감소 < 표 17> 가계신용추이 ( 단위 : 전분기말대비증감액, 조원,%) 2011 2012 2013 2014 2015 연중연중연중연중 1/4 2/4 잔액 가계신용 73.0 47.6 55.2 66.2 13.0 32.2 1,130.5 (8.7) (5.2) (5.7) (6.5) (7.4) (9.1) 가계대출 67.6 44.6 54.6 64.5 14.2 31.7 1,071.0 (8.5) (5.2) (6.0) (6.7) (7.7) (9.5) 판매신용 5.4 3.1 0.6 1.7-1.2 0.5 59.5 (10.9) (5.6) (1.1) (2.9) (3.2) (3.5) 주 :( ) 내는잔액의전년동기대비증감률자료 : 한국은행 우리나라의가계부채규모는국제적으로비교하여도높은수준인 것으로평가 2013 년 OECD 통계기준으로명목 GDP 대비레버리지비율은우 - 106 -
리나라가 OECD 28 개국평균인 70.3% 보다높은 85.3% 를기록하 였는데, 이는 OECD 28 개국중 9 번째로높은수준 < 그림 50> OECD 국가의 GDP대비가계부채비율 ( 단위 :%) 160 140 120 100 80 60 40 20 0 85.3 평균 : 70.3% 자료 :OECD < 표 18> 신흥국의 GDP 대비가계부채비율 자료 :BIS 국가 GDP 대비가계부채비율 아르헨티나 6 브라질 25 중국 36 홍콩 66 인도 9 인도네시아 17 한국 84 말레이지아 69 멕시코 15 러시아 20 싱가포르 61 남아프리카공화국 378 태국 69 터키 21 신흥국평균 30 ( 단위 :%) - 107 -
2015 년 9월에발표된 BIS 통계를보아도우리나라의높은가계부채수준을확인할수있음. BIS 는각국의중앙은행과직접연락하여국제적으로비교가능한새로운부채자료를집계 이를이용하여우리나라의가계부채수준을보면 2014 년현재 GDP 대비 84% 로조사된신흥국중가장높은수준 * 신흥국의 GDP 대비가계부채비중의평균은 30% 임. 2) 가계부채현황에대한평가 우리나라의가계부채가 GDP 대비높은수준인것은사실이지만, 그동안꾸준한건전성관리로가계부채의평균 LTV 를주요국에비해상대적으로낮은수준으로유지 영국, 프랑스, 독일, 미국등주요선진국의 LTV 규제상한수준및평균 LTV 는우리나라에비해높은편 < 표 19> 주요국의 LTV 규제상한과평균 LTV 영국프랑스독일미국한국 ( 단위 :%) LTV 상한 110 100 80 96 50~70 평균 LTV 61 80 74 75 49.4 원자료 : 기획재정부, 금융감독원, 한국은행,Croweetal.(2011) 15),IMF(2011) 16) 자료 : 송인호 (2014) 17) 에서재인용 또한 GDP 대비가계부채비중은그나라의금융발전정도와양의 상관관계를가짐. 금융발전정도를측정하기위해 WEF(World EconomicForum) 는 15) Crowe, C., G. Dell Ariccia, D. Igan, Rabanal, P., How to Deal with Real Estate Booms: Lessons from Country Experiences, IMF Working Paper, wp/11/91, 2011/ 16) IMF, Housing Finance and Financial Stability, 2011. 17) 송인호 (2014), 주택담보대출비율 (LTV) 규제가거시경제에미치는영향,KDI - 108 -
2012FinancialDevelopmentIndex( 금융발전지수 ) 를발표 금융발전지수를가로축에놓고 GDP 대비가계부채비중을세로축에놓은 < 그림 51> 에서볼수있듯이두변수간에는양의상관관계가존재 금융산업이발전한나라일수록가계에대한자금공급이원활히이루어져 GDP 대비가계부채비중이높다는사실을확인할수있음. 따라서높은 GDP 대비가계부채비중을거시경제의안정성을위협하는변수가아니라금융발전의결과물로해석가능 < 그림 51> 주요국의금융발전지수와 GDP 대비가계부채비중 140 120 Switzerland Australia 100 ) ß(% ñá º 80 ÎÃ èº ñ ëº 60 P D G 40 20 자료 :BIS,WEF Turkey Russia Indonesia Mexico India Argentina Thailand Italy South Africa China Brazil Canada Korea Sweden United Kingdom United States Spain Malaysia Japan Hong Kong SAR Singapore France Germany 0 2.5 3 3.5 4 4.5 5 5.5 금융발전지수 단, 과도한 GDP 대비가계부채비중은경제의안정성을위협할수있는데우리나라의경우에는금융발전정도를고려하였을때그비중이과도하게크지는않은것으로평가 우리나라의경우추세선보다위에존재하긴하지만그이격정도가크지않음. - 109 -
3) 미국금리인상의영향 DSR 를중심으로 미국금리인상이가계부채에미치는영향을살펴보기위해 DSR (DebtService Ratio) 을보면, 글로벌금융위기이후전체 DSR 은큰변화없이 25% 정도를유지하고있는것으로나타남. 2008 년 7월 23.6% 를기록하였고 2009 년 7월 20.8% 로샘플기간중최저값을기록하였으며,2015 년 7월현재 24.9% 수준 < 그림 52> 전체 DSR 30.0% 25.0% 20.0% 15.0% 10.0% 5.0% 자료 :KCB 0.0% '0807 '0907 '1007 '1107 '1207 '1307 '1407 '1507 전체적인수치는큰변화가없지만,DSR 을소득분위별로나누어보면소득분위별로상당한차이가발견 가장높은소득분위인 5분위의경우 DSR 이 2012 년 2월 21.1% 로최대값을기록한뒤이후지속적으로감소 하지만, 가장낮은소득분위인 1분위의경우 2010 년이전에는 5분위보다 DSR 이낮았으나이후지속적으로증가하여 2015 년 7월현재 32.2% 를기록 가장소득이낮은 1분위가이미 DSR 이 32.2% 를기록하고있기 - 110 -
때문에미국금리인상에따른추가적인이자비용부담은금융기 관의건전성악화로이어질가능성 < 그림 53> 소득분위별 DSR 35.0% 30.0% 25.0% 20.0% 15.0% 1분위 2분위 10.0% 3분위 5.0% 4분위 5분위 0.0% '0807 '0907 '1007 '1107 '1207 '1307 '1407 '1507 자료 :KCB 앞에서언급한우리나라시장금리예상과같이미국금리인상으로우리나라시장금리가상승한다면우리나라가계는소득저하와함께이자비용증가의이중고를겪을가능성 특히,DSR 의경우소득저하와이자비용증가가동시에고려되므로 DSR 값이다른변수에비해크게상승할우려 < 시나리오 2> 의경로를따라미국금리인상이실시되면 2016 년말 DSR 은 29.6%,2017 년말 34.2%,2018 년말 38.6% 까지상승할것으로전망 미국금리인상이없었다면소득과이자비용모두같은증가율로증가하여 DSR 은변화가없을것이라고가정 2014 년현재비거치식주택담보대출의비중이 26.5% 인것을고려하여원리금상환비용중약 75% 에해당하는금액이이자비용이라 - 111 -
고간주하고현재이자율이 4% 라고가정 단, 이와같은분석의핵심은원리금상환비용중약 75% 가이자비 용이라는가정이며, 가정을완화시킬경우에 DSR 변화는 < 표 20> 과 같이나타남. < 표 20> 이자비용비중별 DSR 전망 (< 시나리오 2> 기준 ) 이자비용비중 : 25% 이자비용비중 : 50% 이자비용비중 : 75% 2016 년말 26.5% 28.1% 29.6% 2017 년말 27.9% 31.0% 34.2% 2018 년말 29.2% 33.7% 38.6% 미국금리인상으로전체적인 DSR 수치가 30% 후반까지증가할경우우리경제에상당한부담으로작용할전망 특히, 소득분위별로나누어보았을때저소득층의가계대출부실화가현실화될가능성 즉,DSR 증가의영향으로채무불이행가계부채가많아지면직접적으로금융기관건전성에악영향을줌. 만약, 채무불이행이후다수의주택이경매에등장하는경우전체적인주택가격하락을불러올가능성도상존 또한주택가격하락은 LTV 수준을높여금융기관건전성에간접적으로부정적인영향을미칠가능성 나. 한계기업확대에따른불안 1) 기업부채현황 - 112 -
글로벌금융위기이후이어진세계적인저성장기조로수출이부진해지면서저조한내수와함께기업들의수익성이악화되고부실기업비중이증가 유가증권시장및코스닥시장상장기업 ( 금융회사제외 ) 의가중평균이자보상비율은 2013 년말현재 451% 로서양호한상태 하지만, 개별기업단위로살펴보면이자보상비율 100% 이하의부실기업비중은글로벌금융위기이후 21% 감소하였는데 2012 년 30%,2013 년 28% 까지다시증가 * 글로벌금융위기시절수준 (2008 년 29%) 까지증가함. < 그림 54> 이자보상비율추이 ( 단위 :%) 주 : 가중평균이자보상비율 =Σ 영업이익 /Σ 이자비용자료 : 이지언 (2014) 이자보상비율분위별누적부채비중을 2007 년과 2013 년을비교해보면, 하위 10%,30% ( 부실 ) 기업들의부채비중이각각 1%,7% 에서 2%,25% 로증가 이자보상비율상위 10%,30% ( 우량 ) 기업들의부채비중은 2007 년각각 5%,24% 에서 2013 년 4%,15% 로하락 - 113 -
기업의분포상부실기업들의비중이증가하면전체적인금융안 정성을저해하고우리경제의효율성을떨어뜨릴수있음. < 그림 55> 이자보상비율구간별기업분포 ( 단위 :%) 주 : 무차입기업은이자보상비율 >500% 기업에포함자료 : 이지언 (2015) 2) 평가 전체합계수치로보았을때는기업부채가거시경제에주는위험이크지않은것처럼보이나, 기업의분포상부실기업이증가하고부실기업이전체부채에서차지하는비중이커지는것은문제 이자보상비율로보았을때,100% 미만기업들의비중뿐만아니라 500% 가넘는기업들의비중또한증가 실적이안좋은기업과좋은기업들이모두증가하여평균적으로는수치가개선된것으로나타남. 이러한상황에서미국금리인상으로우리나라금리가상승한다면 - 114 -
한계기업들이더욱증가할가능성 한계기업들이전체부채상높은비중을차지하고있기때문에기업건전성측면에서는그여파가글로벌금융위기보다커질가능성 최근내수뿐만아니라수출이둔화되어가면서기업의수익성이더욱악화될우려 특히, 국내금리상승이내수회복에서비롯되는것이아니라미국경제의정상화라는국제금융시장의여건변화로이루어지는것이기때문에기업들에게는어려운상황으로이어질가능성 < 그림 56> 이자보상비율분위별누적부채비중 ( 단위 :%) 주 :-1,000% < 이자보상비율 <3,000% 기업대상. 무차입기업제외. 자료 : 이지언 (2015) 금융회사입장에서는기업들에게자금을주로채권혹은대출의형식으로지원하기때문에실적이좋은기업들과그렇지못한기업들을동시에지원하여도전체수익이악화될가능성 금융회사가기업에게주식의형태로지원을한다면개별기업의 - 115 -
실적이좋으면좋을수록주식으로부터이익이무한정커질수있음. 하지만채권이나대출의경우에는정해진금리로금융회사의이익상한이존재하기때문에실적이좋은기업수와나쁜기업수가동시에증가하더라도금융회사는손해를볼가능성 다. 對신흥국수출감소에따른수출부진가능성 미국금리인상으로신흥국성장속도가둔화되면서신흥국의수입수요가감소할가능성 미연준의금리인상은신흥국으로부터의자본유출과신흥국통화가치절하를초래하고, 이로인한외화유동성부족과물가급등을우려하여신흥국이금리를인상하게되면외환위기는피할수있지만내수둔화로수입이위축 * 최근터키, 인도, 브라질등자본유출압력이큰신흥국들은외환보유액을이용한환율방어보다는금리인상으로대응하는경향을보임. 또한중국의성장세둔화가지속되고경제전반의효율성이저하될경우중장기적으로성장잠재력이약화될가능성도상존 우리나라는신흥국에대한수출의존도가높기때문에신흥국경기둔화심화시영향을크게받을가능성이있어서유의할필요 신흥국수입수요둔화가각국경제에미치는영향은수출중신흥국수출비중및 GDP 대비수출비중등에따라달라질수있으므로이를계산하여신흥국수입수요둔화가우리경제에미치는영향을점검 2012 년기준 IMFDOT(DirectionofTrade) 데이터를이용 우리나라의對신흥국수출비중은 43.9% 로신흥국과 OECD 국가중 - 116 -
에서매우높은편 신흥국에서중국제외시우리나라의對신흥국수출비중은신흥국중중간이하이나 OECD 국가중에서는중간정도인 19.4% 따라서신흥국경기가전체적으로둔화될경우우리나라수출은상당한타격을받을가능성이있으며특히중국의성장세가둔화되면그영향이클수있음. < 그림 57> 국가별對신흥국수출비중비교 (%) ( 신흥국 ) (OECD 국가 ) 자료 :IMFDOT 자료 :IMFDOT 對신흥국수출비중이동일하더라도해당경제의수출의존도에따라수출둔화의충격이다를수있으므로 GDP 대비對신흥국수출비율도점검 우리나라는 GDP 대비對신흥국수출비중이 OECD 국가들과신흥국들모두에서매우높은편인 21.2% 신흥국에서중국제외시對신흥국수출비중도신흥국및 OECD 국가중에서높은편인 9.4% 따라서신흥국에대한수출감소가우리나라경기에미치는영향 - 117 -
은상당히크며특히對중국수출이둔화되면영향이큼. 다만, 우리나라수출품이신흥국에서의가공무역단계를거쳐미국등선진국으로수출되는비중이높으므로신흥국내수가둔화되더라도선진국경기가개선될경우어느정도상쇄가능 < 그림 58> 국가별對신흥국 ( 중국제외 ) 수출비중비교 (%) ( 신흥국 ) (OECD 국가 ) 자료 :IMFDOT 자료 :IMFDOT 對신흥국수출에서높은비중을차지하는산업의경우미국금리인상에따라신흥국수입수요가위축될가능성 2015 년 1월부터 9월까지의품목별수출실적을보면, 총계기준으로전년동기대비 5.5% 의하락이발생하였으며, 특히석유제품, 자동차, 합성수지등이큰폭으로하락 수출금액하락에는수출가격하락의효과도분명존재하지만신흥국수입수요의감소역시주요요인 특히반도체와평판디스플레이및센서품목은신흥국수출에서차지하는비중이높아신흥국수입수요부진에취약 - 118 -
< 그림 59> 국가별 GDP 대비對신흥국수출비중비교 (%) ( 신흥국 ) (OECD 국가 ) 자료 :IMFDOT,WorldBank 자료 :IMFDOT,World Bank < 그림 60> 국가별 GDP 대비對신흥국 ( 중국제외 ) 수출비중비교 (%) ( 신흥국 ) (OECD 국가 ) 자료 :IMFDOT,WorldBank 자료 :IMFDOT,World Bank - 119 -
< 표 21> 우리나라의對신흥국 10대수출품목 ( 단위 : 백만달러, 전년동기대비 %) 순 2014 2015(1월-9월 ) 품목명위수출액증가율비중수출액증가율비중 총 계 289,872 0.3 100.0 202,217-5.5 100.0 1 반도체 35,019 19.2 12.1 27,237 9.7 13.5 2 평판디스플레이및센서 29,397 15.2 10.1 21,461-2.5 10.6 3 석유제품 16,683-9.3 5.8 8,303-35.5 4.1 4 자동차 15,386-8.9 5.3 9,180-19.8 4.5 5 합성수지 15,066 0.4 5.2 9,723-14.6 4.8 6 자동차부품 13,908-3.0 4.8 9,746-6.4 4.8 7 철강판 11,826 5.6 4.1 7,769-12.9 3.8 8 무선통신기기 13,029 21.9 4.5 11,464 22.4 5.7 9 전자응용기기 3,965-56.4 1.4 2,782 5.4 1.4 10 석유화학중간원료 6,855 8.3 2.4 4,356-11.7 2.2 자료 : 무역협회 특히 8개주요취약신흥국 (Edgy Eight) 들에대한수출비중현황과주요품목에대해서도파악할필요 8개취약신흥국에대한수출이전체수출에서차지하는비중은 8% 내외에해당하여높다고볼수는없음. 그러나 2015 년 1월부터 9월사이의수출금액이전년동기대비 20% 가까이하락하는등취약신흥국의수입수요위축과그로인한우리나라의對신흥국수출감소가우려되는상황 품목별로는석유제품, 영상기기, 반도체, 평판디스플레이및센서, 자동차가 30% 내외의수출금액감소를경험 선박해양구조물및부품은감소폭이 80% 에달하여해당품목수출기업의수익성악화가심각할것으로우려 - 120 -
< 표 22> 우리나라의국가별수출금액및비중 지역 유럽 (8 개국 ) 아시아 (7 개국 ) 중남미 (8 개국 ) 아프리카 / 중동 (7 개국 ) ( 단위 : 백만달러, 전년동기대비 %) 국가명 2014 2015(1월-9월 ) 수출액증가율비중수출액증가율비중 불가리아 118-1.7 0.0 74.0-22.9 0.0 체코 1,812 7.7 0.3 1524.0 19.1 0.4 헝가리 * 1,481-29.9 0.3 782.0-40.2 0.2 폴란드 * 3,850 6.9 0.7 2035.0-29.3 0.5 루마니아 598 36.2 0.1 398.0-13.7 0.1 러시아 10,129-9.1 1.8 3543.0-57.6 0.9 터키 * 6,665 17.8 1.2 4713.0-5.3 1.2 우크라이나 339-46.6 0.1 143.0-45.6 0.0 소계 (a) 24,992-1.6 4.4 13212.0-32.7 3.3 중국 145,288-0.4 25.4 102063.0-3.8 25.7 인도 * 12,782 12.4 2.2 8900.0-6.7 2.2 인도네시아 * 11,361-1.8 2.0 6181.0-26.8 1.6 말레이시아 7,583-11.7 1.3 5812.0 0.7 1.5 필리핀 10,032 14.2 1.8 6426.0-17.0 1.6 태국 7,599-5.9 1.3 4881.0-14.7 1.2 베트남 22,352 6.0 3.9 20983.0 29.8 5.3 소계 (b) 216,997 0.8 37.9 155246.0-2.6 39.1 아르헨티나 754-29.9 0.1 811.0 40.8 0.2 브라질 * 8,922-7.9 1.6 4629.0-32.8 1.2 칠레 * 2,083-15.3 0.4 1343.0-14.7 0.3 콜롬비아 1,509 12.4 0.3 842.0-22.0 0.2 에콰도르 812-11.7 0.1 506.0-11.2 0.1 멕시코 10,846 11.5 1.9 8840.0 13.7 2.2 페루 1,392-3.3 0.2 944.0-6.5 0.2 베네수엘라 236-46.7 0.0 374.0 152.7 0.1 소계 (c) 26,554-2.0 4.6 18289.0-6.8 4.6 이집트 2,364 54.0 0.4 1701.0 2.4 0.4 레바논 303-19.8 0.1 181.0-21.0 0.0 모로코 308 5.1 0.1 262.0 21.3 0.1 나이지리아 1,378-12.3 0.2 518.0-36.4 0.1 사우디아라비아 8,288-6.1 1.4 7227.0 23.6 1.8 남아프리카공화국 * 1,476-45.3 0.3 973.0-15.8 0.2 아랍에미리트연합 7,212 25.7 1.3 4608.0-13.7 1.2 소계 (d) 21,329 1.4 3.7 15470.0 1.4 3.9 신흥시장소계 (30개국,a+b+c+d) 289,872 0.3 50.6 202,217-5.5 51.0 EdgyEight소계 (8개국*) 48,620-1.1 8.5 29,556-19.6 7.4 총계 572,665 2.3 100.0 396,868-6.6 100.0 주 : 8 개주요신흥국 (Edge Eight) 은 Financial Times 에서제시한분류기준을사용자료 : 무역협회 - 121 -
< 표 23> 우리나라의對취약신흥국 10대수출품목 ( 단위 : 백만달러, 전년동기대비 %) 순 2014 2015(1월-9월 ) 품목명위수출액증가율비중수출액증가율비중 총 계 48,620-1.1 100.0 29,556-19.6 100.0 1 석유제품 4,758 1.9 9.8 2,106-40.3 7.1 2 자동차부품 3,009-15.5 6.2 2,297 0.0 7.8 3 자동차 2,746-18.5 5.6 1,659-23.2 5.6 4 평판디스플레이및센서 2,981-3.6 6.1 1,551-31.9 5.2 5 철강판 3,498 13.5 7.2 2,354-10.0 8.0 6 합성수지 3,383 10.4 7.0 2,166-17.3 7.3 7 선박해양구조물및부품 890-55.5 1.8 180-79.1 0.6 8 무선통신기기 2,722 40.4 5.6 2,007 5.6 6.8 9 반도체 1,569 11.4 3.2 779-36.4 2.6 10 영상기기 1,386 7.4 2.9 660-40.4 2.2 자료 : 무역협회 라.2 차효과에따른금융시장불안우려 미국금리인상에따라발생할수있는우리나라의순자본유출추정규모는약 3,500 억달러가넘는외환보유액하나만으로충분히감내할수있는수준 또한미국금리인상에대해외화차입의반응이미미한것으로보아미연준이금리를인상하더라도국내은행부문이글로벌금융위기당시처럼심각한외화자금난에봉착할것같지는않을것으로판단 그러나본연구에서추정한우리나라의순자본유출규모가미국금리인상에따른 1차효과 (firstround efect) 만을다루고있다는점에유의할필요 미국의금리인상으로우리나라에서자본유출이발생하면환율이 - 122 -
상승하고국내자산가격이하락하여자본유출이추가로발생하는 2차효과 (second round efect) 가나타날가능성 또한미국금리인상시자본유출이다른신흥국에서도발생하여전염효과 (contagion efect) 에따른추가적인자본유출가능성을배제할수없음. 특히전염효과의경우 1990 년대말아시아외환위기로원자재가격이폭락하자러시아와중남미국가로위기가전이된사례도존재 1997 년아시아외환위기로신흥국경제가침체되고원자재가격이폭락하면서원자재수출의존도가 70% 에달하던러시아의무역흑자가급감 또한만성적인재정적자등취약한경제펀더멘탈에대한우려로자본유출이지속됨에따라결국은러시아의모라토리엄이발생 러시아의모라토리엄으로국제금융시장불안이고조되고경제여건이취약한신흥국으로부터의자본유출이심화되면서브라질경제위기가촉발되고, 브라질에대한수출의존도가높은아르헨티나의경제위기로까지이어진바있음. 미국의금리인상으로러시아와브라질등취약국가에서경제위기가발생할경우우리나라가직접받을파급영향뿐만아니라신흥국불안을통한전염효과에도주의할필요 현재러시아는낮은유가로인해경상수지와재정수지가모두악화된상태이며, 서방금융제재까지지속됨에따라경제위기발생가능성이매우높아진상황 브라질도중국및유럽으로부터의수입수요부진때문에경기침체가지속되고신용등급이하락하는등경제위기의발생가능성이고조된상황 이들국가에서경제위기가현실화될경우이미 CDS 프리미엄이 - 123 -
나통화약세측면에서과거위기수준이상의취약성을나타내고있는인도, 말레이시아, 아르헨티나, 남아공, 터키등여타취약신흥국으로위기가전염될가능성존재 이경우신흥국에대한위험회피성향이일제히강화되기때문에우리나라역시자본유출을동반경험할우려 Ⅶ-3. 정책시사점 가. 외화유동성관리강화 미국금리인상에따른자본유출위험에효과적으로대비할수있도록외환건전성을보다정확히측정할수있는지표를개발하여도입 운용함으로써외환부문에대한모니터링을강화 우리나라는금융개방도가높아외환부문에서발생한충격이금융시스템위험으로확산될가능성이높음 현재우리나라금융당국은 1개월갭비율과 3개월외화유동성비율과같은지표를이용하여금융회사의단기외화유동성을모니터링 기존의외화유동성지표는금융회사가보유한외화자산과외화부채의단순비율로산출되기때문에금융회사의단기외화유동성위험을과소평가할가능성 18) 기존의외화유동성지표가가지고있는문제점을보완하고금융회사의단기외화유동성위험을종합적으로파악할수있도록바젤은행감독위원회 (BCBS) 가권고하는외화유동성커버리지비율 (Liquidity CoverageRatio;LCR) 의의무화를검토 18) 일례로, 금융회사가보유한외화자산이잔존만기가짧으나유동성이낮은자산위주로구성되어있을경우기존의외화유동성지표는해당금융회사의외화유동성위험을과소평가할수있음. - 124 -
외화 LCR 은고유동성외화자산을외화의향후 30 일간순현금유출액으로나눈값으로정의 19) 따라서외화 LCR 이도입되면우리나라금융당국은대규모자본유출이 30 일간지속될때그에따른외화유동성부족을충당할수있는금융회사의능력을파악가능 또한미국의금리인상이 1개월만에마무리되는것이아니기때문에자본유출이 1개월이상지속되는경우에대비한모니터링수단도개발할필요 이와관련하여 BCBS 의순안정자금조달비율 (NetStableFunding Ratio;NSFR) 을금융회사의외환부문에별도로의무화하는것을 검토 20) 외화 LCR 과외화 NSFR 이원활히작동하면대규모자본유출에대비한대외지급능력확보과정에서불가피하게발생하는비용을줄이는데에도도움이될수있음. 예를들어, 외화 LCR 과외화 NSFR 의도입으로국내금융회사들이유사시에대비한외화자금을충분히확보하게되면예비적동기의외화준비자산에대한수요가줄어들어외환보유액관리비용을줄일수있음. 또한유사시투자자금회수가용이하도록금융회사의외화자산운용을유도할필요 동문제는외화 LCR 또는외화 NSFR 의최저기준을적절한수준으로책정하여운용하면상당부분자연스럽게해결가능 19)BCBS 는현금화가빠르고쉬우며처분에제한이없는자산을고유동성자산으로분류 20) 외화 LCR 이 30 일간금융회사의외화자금확보능력을나타내는지표라면외화 NSFR 은 30 일을초과하는기간 ( 예 :1 년 ) 중금융회사의외화자금확보능력을나타내는지표임. 외화 NSFR 은특정기간중금융회사의가용안정적외화자금을필요안정적외화자금으로나눈값으로정의됨. 따라서외화 NSFR 이 100% 를상회하면해당기간중금융회사의외화유동성위험이거의없는것으로해석할수있음. - 125 -
예를들어, 외화 LCR 의경우 BCBS 의권고사항이지만국제적으로최저기준을정해놓지않고있어우리나라의상황에맞게최저기준을정하여운용할수있음. 외화 LCR 의최저기준이높으면높을수록금융회사가그만큼유사시자금회수가수월한고유동성외화자산을많이보유하게되기때문에대규모자본유출에따른외화자금경색에대한금융회사의사전대처능력이제고 그러나고유동성외화자산이주로수익성이낮은안전자산이나유동성이높은초단기자산으로구성되어있는점을감안할때외화 LCR 의최저기준이과도하게높게책정되면금융회사의외화자산운용수익이크게악화 따라서외화 LCR 또는외화 NSFR 의최저기준은금융회사의수익성이크게훼손되지않으면서외환건전성을충분히확보할수있는수준에서결정되는것이바람직 21) 해외부실채권에대한투자를제한함으로써금융회사의과도한위험추구를제어하는것도중요 해외부실채권은높은수익을실현할수있는투자수단이기는하지만그만큼위험도클뿐만아니라유사시투자자금회수가매우어려울수있음. 특히신흥국에서는내국인채무변제권이외국인채무변제권을우선하는경우가많아투자자금회수가사실상불가능할수도있음에유의할필요 제 2 선외환보유액의실효성제고도만약에있을지도모르는대규모 21) 외화 LCR 과외화 NSFR 의최저기준을적절한수준으로유지하면금융회사가고유동성외화자산을충분이확보할수있게되기때문에 2009 년 11 월정부가도입한외화안전자산보유최저한도의무화조치와중복되는측면이있음. 따라서외화 LCR 과외화 NSFR 이도입되면외화안전자산최저한도의무화조치는폐지하는것이바람직할것으로여겨짐. - 126 -
외화유출에대비할수있는방안 중앙은행간통화스왑은자금공급국가의재량적판단에의해외화유동성이제공되는한시적협정이라는점에서필요시외화자금이제때에공급될수있을지의불확실성상존 예를들어, 미연준은글로벌금융위기시각국과체결한통화스왑을일시적인유동성프로그램으로분류하고있는데, 이는자국금융시장의안정에필요할경우에만미달러화유동성으로공급한다는의미로해석 또한최근한 일양자간에체결된통화스왑협정도정치적인이유로더이상연장되지않고종결된바있음. < 그림 61> CMIM 수혜규모 ( 외환보유액및 IMF 쿼터대비 ) ( 단위 :%) 자료 :AMRO,IMF,Bloomberg 우리나라가참여하는지역금융안전망인 CMIM 의실효성제고를위한국제적협력강화 CMIM 은 ASEAN+3 회원국의양자간통화스왑형태로출범한치앙마이이니셔티브 (ChiangMaiInitiative,CMI) 가다자간형태 - 127 -