외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 박해식 2006. 4.
머리말 외환위기이전에우리나라는환율의일일변동폭을제한하는시장평균환율제도를채택하였다. 이러한인위적환율변동폭제한으로인해외환위기이전에우리나라외환시장에서는환율의변동성이크지않았다. 그러나변동환율제도입으로인해환율의자유로운변동이허용되면서외환위기이후에는환율변동성이확대되는현상을보이고있다. 또한 2004년하반기부터원화절상이가파르게이루어지면서우리경제의대외경쟁력약화에대한우려가지속적으로제기되고있다. 특히, 최근에는원화의절상폭이일본엔화의절상폭을크게상회하면서원 / 엔환율이급락하는모습을보임에따라우리나라외환시장의불안정성이더욱증폭되고있다. 이와같은불안정한환율의움직임으로인해외환시장의안정성확보가우리나라환율정책의중요한과제로등장하고있다. 외환당국은원화절상압력을해소하고환율변동성축소를통해외환시장의안정성을확보하기위한정책수단으로외환시장개입에자주의존한다. 외환시장개입에비해자주사용되지는않지만외환당국은외환거래에대한규제완화도같은목적으로활용할수있다. 본보고서는우리나라외환시장의당면과제라고할수있는외환시장의안정성확보를이들정책수단으로달성할수있는지의여부를진단하고있다. 보다구체적으로, 본보고서는일본의사례를통해외환시장개입의수단으로서구두개입은환율변동성을오히려더욱확대시킬위험이있기때문에시장개입의목적이환율변동성의축소라면실제개입이훨씬유용한수단임을보인다. 그러나실제개입은거시경제적비용, 외환보유액관리상의문제등을수반하기때문에신중하게사용될필요가있음을지적한다. 이에반해정부
가 2005년중실시한외화유출에대한규제완화조치는외환당국에큰정책적부담을주지않으면서우리나라외환시장의외화초과공급구조를개선하여원화절상압력을완화하는데기여할수있을것으로내다보고있다. 또한, 본보고서는외환위기이후의원 엔동조화의시계열적특성을고려할때최근의원 / 엔환율급락은일시적일가능성이높으며시장개입과같은인위적정책수단은바람직한대응방안이아님을주장한다. 본보고서는금융연구원의박해식박사에의해집필되었으며, 박우영연구원과민지연연구비서가본연구의초기단계부터통계작업및편집과정에서수고를아끼지않았다. 또한익명의두분심사위원의논평은본보고서의완성도를높이는데많은도움이되었다. 아무쪼록본보고서가우리나라외환당국의환율정책수립및집행에조금이나마도움이될수있기를기대한다. 끝으로본보고서의내용은집필자개인의의견으로서본연구원의공식견해와는무관함을밝혀둔다. 2006 년 4 월 한국금융연구원 원장최흥식
목 차 요 약 Ⅰ. 서론 1 Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 4 1. 외환시장개입자료 5 2. 실증분석모형 8 3. 실증분석결과 13 4. 결론및정책시사점 23 Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 26 1. 외환거래자유화의주요내용 27 2. 외환거래자유화의긍정적효과 32 3. 외환거래자유화에따른잠재불안요인 44 4. 요약및정책시사점 49 Ⅳ. 원 엔동조화, 구조적현상인가? 53 1. 원 엔동조화의현황 53 2. 원 엔동조화 vs. 탈동조화 56 3. 최근원 / 엔환율급락에대한정책시사점 61 Ⅴ. 결론및향후연구과제 63 참고문헌 67 Abstract 73
표목차 < 표 1> 외환시장개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는영향 15 < 표 2> 역풍개입과순풍개입의비대칭적영향 18 < 표 3> 연속적구두개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는영향 20 < 표 4> 외환시장개입이엔 / 달러환율의단기변동성및장기변동성에미치는영향 21 < 표 5> 자본거래허가제의주요내용 30 < 표 6> 주요국의대미환율절상률 38 < 표 7> 주요국의실질실효환율절상률 38 < 표 8> 주요국가별외환거래비중추이 ( 일평균 ) 42 < 표 9> 국내자본의해외유출비중추이 44 < 표 10> 관세청불법외화거래적발실적 48 < 표 11> 원 / 달러환율과엔 / 달러환율간상관계수 54 < 표 12>,, $ 의기초통계량 58 < 표 13> 원 엔동조화와탈동조화의빈도수 60
그림목차 < 그림 1> 일본외환당국의구두개입빈도 6 < 그림 2> 우리나라의국제수지추이 33 < 그림 3> 우리나라의외화채권발행추이 33 < 그림 4> 우리나라의국고채발행규모추이 35 < 그림 5> 우리나라의회사채발행규모추이 36 < 그림 6> 원 / 달러환율의변동추이 37 < 그림 7> 우리나라가계부문의안전자산선호도 46 < 그림 8> 원 / 달러환율과엔 / 달러환율의추이 54 < 그림 9> 원 / 엔환율의추이 56 < 그림 10> 원화에대한엔화의영향력 59
요약 본연구는외환위기이후우리나라외환시장에서발견되는세가지변화에대해살펴보고우리나라환율정책의바람직한방향을모색하는것을목적으로함. 외환위기이후우리나라외환시장은변동환율제도입에따른환율변동성확대를경험함에따라이의축소를통한외환시장의안정성확보가중요한정책과제로부상 외환보유액급증등으로시장개입에따른정책적부담이증가한상황에서외화유출중심의추가적외환자유화조치가원화절상압력해소를통해정부의정책적부담완화에도움이될수있는지진단 외환위기이후심화되고있는원 엔동조화의특징을분석함으로써최근급속하게진행된원 / 엔환율의급락에따른외환시장의불안요인을시장개입을통해제지하는정책이바람직한지를검토 먼저, 본연구에서는외환시장개입정책이환율변동성축소를통해외환시장의안정성을유지하는데효과적인정책수단이될수있는지를일본의사례를통해실증적으로분석 이를위해시장개입을외환당국의외환매매를수반하는실제개 - i -
입과그렇지않은구두개입으로나누어각각의개입수단이환율변동성에미치는영향을추정 최근우리나라외환당국은실제개입을자제하는대신에구두개입을통해환율에영향을미치고자하기때문에구두개입과실제개입의독립적인효과를동시에보는것이바람직 일본의사례를통해외환시장개입이환율변동성에미치는영향을실증적으로분석한결과는다음과같음. 구두개입은외환당국이의도한효과를거두지못하고오히려환율변동성만을증가시킬위험이있으며, 그가능성은구두개입이시장의신뢰를확보하지못할때더욱높음. 또한구두개입의환율변동성확대효과가일시적이지않고장기간지속되는것으로보아구두개입이외환시장에미치는부정적효과는예상외로큰것으로나타남. 구두개입과는달리외환당국의실제개입은환율변동성축소에유의한영향을미칠뿐만아니라그효과도오랜기간지속되면서외환시장의안정성확보에기여 일본의사례를통해습득한실증분석결과는우리나라외환당국의시장개입정책과관련하여다음과같은시사점을제시 구두개입은실제개입에비해비용이거의들지않고쉽게활용할수있는개입수단이기는하나외환시장의안정성을촉진하기보다는오히려환율의불안정성을증가시킬위험이있음. - ii -
특히, 구두개입이외환시장의안정성을저해할가능성은외환시장의신뢰를확보하지못할때더욱높아지므로구두개입이유용한정책수단이되기위해서는정책의투명성과신뢰성제고가선결될필요 외환당국의정책목표가환율변동성축소를통한외환시장의안정성확보라면실제개입이훨씬효과적이나실제개입은거시경제적비용과외환보유액관리상의문제를일으킬수있다는점을유념할필요 다음으로, 본연구에서는이와같은외환시장개입의한계를고려하여외환자유화를통한제도적접근이원화절상압력을완화할수있는또다른정책수단이될수있는지를검토 지난수년간우리나라에서는원화절상이가파르게진행되면서대외경쟁력약화에대한우려가지속적으로제기 외화매수를통한시장개입은원화절상을억제하기위한하나의정책수단이될수있으나외환보유액이빠르게증가하면서시장개입에대한외환당국의정책적부담이크게늘어나있는상태 이에반해자본유출에대한규제완화는외환당국에큰부담을주지않으면서원화절상압력을완화할수있는장점이있어원화절상해소를위해시장개입을대신할유용한정책수단이될수있음. - iii -
2005년중정부가실시한추가적외환자유화조치 ( 해외투자활성화방안및자본거래허가제폐지 ) 는이러한기대에부응할수있을것으로보임. 우리나라외환시장은외화유입을촉진하고외화유출을억제하는기존의외환자유화조치로인해외화초과공급이일어날확률이높은구조를가지고있음. 그러나정부의추가적외환자유화조치는외화유출에대한규제완화를주요내용으로하고있는바, 우리나라외환시장의이러한구조적문제점을완화하는데도움이될수있을것으로기대 특히, 국내시중자금의단기부동화등으로자금이동의민감도가증가하였고국내보다는해외투자여건이좋아지고있어자본유출에대한규제완화가뒷받침될경우외화초과공급구조가크게개선될가능성 그러나정부의추가적외환자유화조치는자본이탈, 투기자본에대한취약성증대, 외환거래모니터링및감독기능약화등의부작용을유발할수있어적절한사후관리방안이요구됨. 특정외환거래가원래의목적과는다른용도로사용되는것을예방하기위한제도적장치를마련할필요 또한투기세력으로인해환율변동성이확대되고외환시장이불안정해지는것을방지하기위해외환거래량확대방안을추진할필요 - iv -
끝으로, 본연구에서는외환위기이후에발견된원 엔동조화의특징을살펴보고최근의급격한원 엔탈동조화에대한정책시사점을제시 외환위기이전에비해외환위기이후에원 / 달러환율과엔 / 달러환율간의상관관계가높아지는등원 엔동조화가심화된것은사실 외환위기이전에는원 / 달러환율과엔 / 달러환율간의正 (+) 의상관관계가엔화약세기에만나타났으나외환위기이후에는이러한비대칭적구조가사라지고두변수간의상관관계가높아짐. 그러나외환위기이후원 엔동조화의심화에도불구하고일정기간을두고두변수간에동조화와탈동조화가반복되고있는것으로나타남. 원 엔동조화의이러한시계열적특성을고려할때최근진행된급속한원 엔탈동조화에따른원 / 엔환율의급락은일시적인현상일가능성이높으며시장개입을통해이를제지하려는정책은신중히다루어질필요 원 / 엔시장이거의작동하지않는상황에서우리나라외환당국이실제개입을통해원 / 엔환율의급락을막는방법으로는달러화매수를통한원화절상억제가유일 이경우공격적인시장개입에따른여러부작용, 즉외환보유액증대에따른관리비용문제, 외평기금고갈등최근논란이되었던이슈들이또다시불거져나올가능성 - v -
이러한측면에서최근의원 / 엔환율급락에대해서는시장개입을통해대처하기보다는원 / 엔환율급락을초래한원인을찾아내고이를치유하는근본적인대책마련이보다바람직한접근방법 - vi -
Ⅰ. 서론 1 Ⅰ. 서론 본연구는외환위기이후우리나라외환시장에나타난구조적변화에대해살펴보고이에대한정책시사점을제시하는것을목적으로하고있다. 외환위기이후에우리나라외환시장은여러제도적변화를경험하였다. 그대표적인예가바로변동환율제의채택이다. 외환위기이전의시장평균환율제하에서는환율의일일변동폭이외환당국에의해엄격히규제됨에따라환율이제한적범위내에서움직일수밖에없었다. 그러나변동환율제도입으로인해환율의자유로운변동이허용되면서자연스럽게환율변동성이확대되었다. 변동환율제하에서는외환당국이시장개입을자제하는것이일반적이다. 그러나환율이단기적으로급변하여외환시장의불안정성이증대될우려가있을경우외환당국이미세조정 (smoothing operation) 차원에서외환시장에개입하는것을종종발견할수있다. 주지하다시피우리나라외환당국은 2004년에원화절상을억제하기위해공격적인달러화매수에나선적이있다. 이와같은공격적인실제개입은외환보유액의급속한증가및그에따른관리비용증대, 외평기금의고갈등과같은부작용을낳았다. 이에따라 2004년후반부터우리나라외환당국은실제개입을자제하는대신에필요시구두개입을통해원 / 달러환율에영향을미치고자하였다. 본연구에서는우리나라외환당국의이러한정책적변화가과연환율변동성확대에대응한유효한정책수단이될수있는지에대해살펴본다. 특히본연구에서는어느조건하에서구두개입의유효성이가장크고실제개입과비교하여구두개입의유효성은어느정도인지등을살펴봄으로써외환시장개입정책에대한시사점을도출하고자한다.
2 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 다음으로, 본연구에서는 2005년중실시된추가적외환자유화에대해다룬다. 외환자유화는변동환율제도입과더불어외환위기이후에우리나라외환시장에서발견되는또하나의커다란제도적변화이다. 우리나라의본격적인외환자유화는 1999년제1차자유화와 2001년제2차자유화로부터시작되었다. 이후정부는 2005년에자본거래허가제의신고제전환, 해외투자활성화방안등의추가적인자유화조치를단행하였다. 기존의 1 2차자유화조치는외화유입을촉진하고외화유출을억제하는데정책의초점이맞추어져있었다. 그러나 2005년중실시된추가적자유화조치는기존의정책방향과는달리외화유출과관련된규제완화를주요내용으로삼고있다. 또한그동안금융불안을우려하여규제하여왔던비거주자의원화차입등환투기관련거래와거주자의단기외화차입과관련된거래도 2005년자유화조치에포함되어있다. 본연구에서는외환자유화와관련된이러한새로운정책적시도가과연우리나라외환시장에어떠한영향을미칠것인가에대해자세하게살펴본다. 특히본연구에서는정부의추가적외환자유화조치가원화절상압력해소를통해우리나라외환당국의정책적부담을줄이는데기여할수있는지를점검한다. 우리나라에서는지난수년간원화절상이가파르게진행되면서대외경쟁력약화에대한우려가지속적으로제기되어왔다. 외화매수를통한시장개입은원화절상을억제하기위한하나의정책수단이될수있다. 그러나최근외환보유액이빠르게증가하면서시장개입에대한외환당국의정책적부담이크게늘어나있는상태이다. 이에반해자본유출에대한규제완화는외환당국에게큰부담을주지않으면서원화절상압력을완화할수있는장점이있다. 정부의추가적외환자유화조치가자본유출에대한규제완화를주요내용으로삼고있는바, 본연구에서는동조치가원화절상압력해소및정부의
Ⅰ. 서론 3 정책적부담완화에도움이될수있는지를진단한다. 끝으로, 본연구에서는원 엔동조화에대해살펴본다. 원 엔동조화는외환위기이전에비해외환위기이후에더욱심화되고있다. 외환위기이전까지만하더라도엔화약세기에만나타났던원 엔동조화의비대칭적구조가외환위기이후에는완전히사라지고두변수간의동조화가엔화약세또는엔화강세에관계없이발견되고있다. 그러나외환위기이후의원 엔간움직임을보다자세히살펴보면일정기간을두고원 엔동조화와탈동조화가반복되고있음을알수있다. 본연구에서는 2분간격으로수집된고빈도자료를이용하여외환위기이후의원 엔동조화의특징을분석하고, 이를근거로최근급속하게진행된원 엔탈동조화에따른원 / 엔환율의급락을시장개입을통해제지하려는정책이과연바람직한지에대해살펴본다. 이러한배경아래본연구는다음과같이구성되어있다. 제Ⅱ장에서는일본의사례를통해외환당국의시장개입이환율변동성에미치는영향을분석한다. 본장에서는외환당국이외환을직접매매하는실제개입에대해서만다룬기존의문헌과는달리구두개입이환율변동성에미치는영향도함께분석한다. 제Ⅲ장에서는 2005년중에실시된추가적외환자유화, 즉자본거래허가제폐지및해외투자활성화방안의긍정적 부정적효과를검토하고부정적효과를완화할수있는정책방안을소개한다. 제Ⅳ장에서는 2분간격으로수집된자료를이용하여원 엔동조화가과연우리나라외환시장의구조적현상인가를분석하고최근논란이되고있는원 엔환율급락에대한정책시사점을제시한다. 끝으로, 제Ⅴ장은본연구의결론으로제Ⅱ~Ⅳ장에서도출한결과를요약하고우리나라환율정책의바람직한방향을제시한다.
4 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 본장은외환당국의시장개입이환율변동성에미치는영향을분석하는것을목적으로하고있다. 1) 외환당국의시장개입수단으로는구두개입과실제개입이있다. 실제개입이란외환당국이외환시장에서외환을직접매매함으로써환율에영향을미치려는개입을말한다. 구두개입은외환당국이외환을직접매매하지않고미래의환율정책이나환율움직임의방향에대해의견을피력함으로써환율에영향을미치고자하는개입을의미한다. 그런데외환당국은실제개입보다는구두개입을통해시장에영향력을행사하려는경향이있다. 이는실제개입이외환위험및거시경제변수관리등과관련된비용을초래할뿐만아니라, 외환거래량의증대, 시장참가자의확대등으로외환시장의규모가커지면서실제개입의실효성이약화될가능성이높아졌기때문으로풀이된다. 구두개입과실제개입이환율변동성에미치는영향을비교하기위해서는구두개입과실제개입자료가모두필요하다. 그러나우리나라는실제개입자료를공개하지않고있다. 따라서본장에서는일본의사례를통해환율변동성에대한구두개입과실제개입의실효성을분석한다. 외환시장개입과환율변동성간의관계를분석한기존의실증연구들은대부분외환당국이외환시장에서직접외환을매매하는실제개입에초점을두고있다. 2) 그러나본장 1) 본장은박해식 송치영 (2005a) 의논문을일부수정한것이다. 2) 그대표적인예로 Dominguez(1993, 1998, 2003), Baillie and Osterberg(1997), Baillie and Humpage(1992), Almekinders and Eijffinger(1994), Bonser-Neal and Tanner(1996), Connolly and Taylor(1994), Kim et al.(2000), Beine(2003), Frenkel et al.(2005), Watanabe and Harada (2005) 등을들수있다.
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 5 에서와같이실제개입과구두개입의효과를동시에분석한연구는거의없다. 구두개입이흔히발생하는외환시장개입의형태임에도불구하고기존의연구들이구두개입의효과를제대로분석하고있지못하는주된이유는이에대한자료가부족하기때문이다. 송치영 박해식 (2003) 은 2000년 1월~2002 년 12월사이에발생한일본외환당국의구두개입자료를광범위하게조사하여구두개입이엔 / 달러환율에미치는영향을조사하였다. 하지만同연구는구두개입이엔 / 달러환율의수준에미치는영향만을분석하였으며변동성에미치는영향을고려하지않았다. 본장에서는이들이조사한구두개입자료를 2003년 8월까지확장하여실증분석자료로사용하였다. 1. 외환시장개입자료 본절에서는실증분석에사용한일본외환당국의시장개입자료를소개한다. 앞서설명하였듯이외환당국의시장개입자료로는실제개입자료와구두개입자료가있다. 그런데일본외환당국은 2001년 7월부터분기별로실제개입의일별자료를공개하고있다. 3) 따라서아래에서는본장에서사용한일본외환당국의구두개입자료에대해서만자세하게설명하기로한다. 일본외환당국의구두개입자료는日本經濟新聞, Reuters, Bloomberg, Asian Wall Street Journal, Financial Times 등의日別기사에서일본재무성및중앙은행고급관료들이엔 / 달러환율과관련하여발언한내용을중심으로정리하였다. 여기서고급관료라함은재무상, 재무성재무관과국제금융국장, 일본중앙은행총재등을포함한다. 일본의외환시장개입정책은재무성이주로결정하고 3) www.mofe.jp.go 참조.
6 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 일본중앙은행은이를수행하는역할을하는것으로알려져있다. 따라서본연구에서수집한구두개입자료의대부분은재무성관리의발언으로구성되어있다. 본연구에서는전체표본기간을 2000년 1월 1일부터 2003년 8월 31 일까지로정하였다. 전체표본기간중에관측된일본외환당국의구두개입관련原資料 (raw data) 는총 437건으로구성되어있으며이는전체표본일의약 45.8% 에해당한다. 한편, 구두개입관련原資料중에서유로 / 엔시장과관련되거나외환당국의발언내용이불명확한경우를표본에서제외한결과, 실제로실증분석에이용한구두개입의사례는총 381건이다. < 그림 1> 은엔 / 달러환율과일본외환당국의구두개입빈도수추세를나타낸다. 일본외환당국의구두개입빈도수는전체표본기간을 1개월단위로재구성하여구두개입건수를각단위별로기록한결과이다. 이에따르면구두개입이특정기간에편중되어있지않고전체표본기간에걸쳐골고루발생 < 그림 1> 일본외환당국의구두개입빈도 실제개입 구두개입 ` 2000 2001 2002 2003
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 7 하고있음을알수있다. 또한일본외환당국의구두개입은엔화가약세기조를유지한시기보다는강세기조를유지한시기에훨씬더많이관측되고있다. 이는일본외환당국의구두개입이엔화강세보다는엔화약세를유도하기위해더많이노력하는비대칭적구조를가지고있음을간접적으로시사한다. 일본외환당국이행한구두개입의특성을보다자세히살펴보기위해서이를개입형태별로역풍적 (lean-against-the-wind) 개입과순풍적 (lean-withthe-wind) 개입으로구분하였다. 역풍적시장개입은최근의환율추세를역전시키기위해외환당국이시장에개입하는형태를말한다. 예를들어, 엔 / 달러환율이엔화약세기조를유지하고있을때에실시되는일본외환당국의엔화약세억제발언은역풍적시장개입에속한다. 이에반해순풍적시장개입은환율이최근의추세를지속할수있도록허용하는개입형태를말한다. 따라서엔화약세시실시되는일본외환당국의순풍적구두개입은엔화약세지지발언으로구성된다. 일본외환당국의구두개입을개입형태별로구분하기위해본연구에서는 Ito(2002) 가제시한다음의방법을사용하였다. 일본외환당국의구두개입시점을 기라고할때, 기와 기사이에관측되는엔 / 달러환율의변화율 ( 로그차분 ) 을구두개입이전의환율변화율로정의하였다. 구두개입이전의환율변화율이양의값을가질때관측되는일본외환당국의엔화약세억제발언과엔화강세지지발언은역풍적구두개입으로분류하였으며엔화약세지지발언과엔화강세억제발언은순풍적구두개입으로분류하였다. 또한, 구두개입이전의환율변화율이음의값을가질때관측되는일본외환당국의엔화강세억제발언과엔화약세지지발언은역풍적구두개입으로, 엔화강세지지발언과엔화약세억제발언은순풍적구두개입으로구분하였다. 4) 구두개 4) 최종적으로선정된 381 개의표본중에는역풍적시장개입또는순풍적시장개입으로구분하
8 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 입이전의환율변화율을구하기위해본연구에서는뉴욕외환시장의日別종가를이용하였다. 위의방법을적용한결과, 총 381개의구두개입표본중 208건이역풍적개입이고나머지 173 건이순풍적개입인것으로나타났다. 이는일본외환당국이순풍적구두개입보다는역풍적구두개입에좀더치중하였다는것을의미한다. 한편, 순풍적개입이효과적일경우이는엔 / 달러환율변화의관성과같은방향으로환율을유도하기때문에엔 / 달러환율의변동성을확대할가능성이있다. 반면에효과적인역풍적개입은엔 / 달러환율의관성을억제하는방향으로환율을유도하므로엔 / 달러환율의변동성을축소시킬것으로예상된다. 2. 실증분석모형 일본외환당국의실제개입과구두개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는 영향을분석하기위하여본연구에서는다음과같은 GARCH(1,1) 모형을이 용하도록한다. (1) (2) 기가애매한외환당국의발언내용이일부포함되어있다. 이경우, 주관적인판단이불가피하나구두개입당시의시장상황등을고려하여객관성이유지될수있도록최대한노력하였다. 또한, 중앙은행관료와재무성관료의발언내용이상충될경우재무성관료의발언에우선순위를두었다. 미국과마찬가지로일본외환당국의외환시장개입도재무성이개입여부를결정하고중앙은행은이를실행하는역할만을담당하기때문이다.
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 9 (3) 위의식에서 는 기의엔 / 달러환율에자연로그를취한값이며, 는 1차차분을의미한다. 는잔차항을나타내며 는정보집합을의미한다. Hsieh(1989), Dominguez(1998) 등의연구결과에따라본연구의실증분석모형에서도요일효과와휴일효과를나타내는변수를조건부평균방정식과조건부분산방정식에모두포함하였다. 식 (1) 과 (3) 에서요일더미인,,, 는각각월요일, 화요일, 수요일, 목요일더미변수를나타낸다. 는휴일더미변수로서주중에휴일인날에는 1의값을갖으며그이외에는 0의값을취한다. 는 기에관측되는일본외환당국의실제개입규모를나타내는변수로서달러화매도 ( 엔화매수 ) 는양의값을가지며달러화매수 ( 엔화매도 ) 는음의값을가진다. 는엔화로표시하였으며단위는 1,000 억엔이다. 그런데본연구에서이용한표본기간중일본외환당국이시행한실제개입은모두달러화매도 엔화매수개입으로서총횟수는 63회달한다. 5) 더욱이실제개입이시행된모든날에서구두개입이발생하였음을발견할수있다. 따라서구두개입이환율에미치는영향을실제개입의영향으로부터분리하기위해서 GARCH 모형의평균방정식과분산방정식에실제개입변수를포함하였다. 한편, 일본외환당국뿐만아니라미국의외환당국역시엔 / 달러환율시장에영향을미치고자실제개입을실시하고있다. 6) 이를고려하면위의식 (1) 5) 표본기간중 1 회평균실제개입규모는 3,073 억엔이다. 6) 미국의실제외환시장개입은미재무성과미연방준비위원회공동으로실시된다. 실제로외환시장에서의매매는뉴욕연방준비은행이담당하고있다. 최근미국외환시장개입빈도는점점줄어드는추세를보이고있다. 미국외환당국은 1995 년한해동안 8 번의실제개입을시행하였으나 1995 년 8 월이후부터 2004 년까지단두차례의외환시장개입만을실시하였다.
10 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 과 (3) 에일본외환당국의실제개입변수와함께미국외환당국의실제개입변수를포함해야한다. 그러나본연구의표본기간중에는미국외환당국이엔 / 달러외환시장에서엔화를매매한적이없는것으로나타났다. 따라서미국외환당국의실제개입변수를포함하지않았다. 위의식에서 는 기에관측되는일본외환당국의구두개입을나타내는더미변수로서다음과같이정의한다. 기에엔화약세를유도하는구두개입이발생하면 는 1의값을가지는반면, 엔화강세를유도하는구두개입이발생하면 -1의값을취한다. 그이외의경우에는 이다. 본연구에서는 기에발생하는실제개입과구두개입은 기의환율변화에기반을두고있다고가정한다. 따라서개입변수와환율변수간의연립방정식편의문제는약할것으로예상된다. 또한, 실제개입과구두개입의상관관계로인하여식 (1) 의추정결과가 와 간다중공선성의문제를내포하고있을수있다. 그러나앞에서언급한바와같이구두개입사례의횟수가실제개입사례에비하여훨씬많기때문에다중공선성의문제는우려하지않아도될것으로보인다. 전절에서이미언급한바와같이일본외환당국의역풍적구두개입과순풍적구두개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는영향이서로비대칭적일수도있다. 즉, 순풍적구두개입에대한엔 / 달러환율변동성의반응이역풍적구두개입의경우와상이할수있다. 이러한점을반영하기위해본연구에 서는식 (1)~(3) 의구두개입더미변수를역풍적구두개입변수 ( ) 와순풍적구두개입변수 ( ) 로구분한아래의 GARCH(1,1) 모형도함께추정한다. 뉴욕연방준비은행은개입이발생한날이포함되어있는분기의末日부터약 30 일후에미국의외환시장개입내용을발표하고있다. 이에대한자세한내용은뉴욕연방준비은행홈페이지인 http://www.newyorkfed.org 참조.
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 11 (4) (5) (6) 위의식에서 는엔화약세를유도하는역풍적구두개입이발생하면 1의값을가지며, 반대로엔화강세를목표로하는역풍적구두개입이발생하면 -1의값을취한다. 는엔화약세를유도하는순풍적구두개입이발생하면 1의값을가지며, 반대로엔화강세를목표로하는순풍적구두개입이발생하면 -1의값을취한다. 구두개입이발생하지않으면 이다. 이상의일반적 GARCH 모형은환율변동성이오랜기간지속되는것을가정하고있다. 따라서식 (3) 또는식 (6) 에서와같이조건부분산방정식을설정할경우외환시장개입이높은지속성을갖고환율변동성에영향을미친다는것을가정하는것과같다. 그런데이와는반대로외환시장개입이환율변동성에미치는영향이오랜기간지속되지않고일시적일때식 (1)~(3) 또는식 (4)~(6) 과같은일반적 GARCH 모형을이용하게되면시장개입의효과를왜곡할가능성이있다. 이러한문제를해소하기위해본연구에서는요소 (component) GARCH 모형도함께추정한다. 요소 GARCH 모형은 Engle and Lee(1999) 가제시하였으며이들은同모형을주가변동성에적용하였다. 또한 Watanabe and Harada(2005) 도요소 GARCH 모형을이용하여일본외환당국의실제개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는영향을추정하였다. 요소 GARCH 모형에따르면, 조건부분산을영구적요소와일시적요소로구분할수있다. 따라서同모형을이용하면엔 / 달러환율의변동성을영구적
12 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 요소와일시적요소로나누어외환시장개입의효과를분석할수있다. 여기서시장개입이영구적요소에미치는영향은환율변동성에대한시장개입의효과가오랜기간지속됨을의미한다. 반면에시장개입이일시적요소에미치는영향은환율변동성에미치는시장개입의효과가단기에그친다는것을의미한다. 따라서요소 GARCH 모형을이용하여시장개입의효과를추정하면시장개입이환율변동성에미치는영향이어느정도오래지속되는지를분석할수있다. 요소 GARCH 모형의추정은아래의조건부분산방정식 (7)~ (9) 를이용한다. 조건부평균방정식은식 (1) 과동일하다. (7) (8) (9) 위의식에서 와 는각각조건부분산의장기적요소와일시적요소를나타낸다. 식 (7) 은조건부분산을장기적요소와일시적요소로구분할수있음을나타내는것이고식 (8) 과식 (9) 는각각장기적요소와일시적요소의동태식이다. 요일효과와휴일효과를나타내는더미변수들은변수의정의상조건부분산에미치는영향이일시적일것으로예상되므로이들변수는식 (9) 에만포함하였다. 또한본연구에서는이와함께구두개입을앞에서와같이형태별로역풍개입과순풍개입으로구분하여엔 / 달러환율의장기적변동성과일시적변동성에미치는영향을분석한다. 이를위해서조건부분산방정식에포함된장기적요소와일시적요소의동태식을아래의식 (10) 과 (11) 로대체하였다. 이
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 13 경우조건부평균방정식은식 (4) 를이용한다. (10) (11) 3. 실증분석결과 < 표 1> 은본연구의기본모형인식 (1)~(3) 의추정결과를나타낸다. 전체표본기간인 2000년 1월 1일~2003년 8월 31일까지의추정결과와함께부분표본기간인 2000년 1월~2002년 12월의기간에대한추정결과도 < 표 1> 에제시하였다. 부분표본기간을이용하는이유는구두개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는영향이실제개입의빈도에민감하게반응을하는가를조사하기위함이다. 본연구가이용한자료에따르면전체표본기간중일본외환당국이시행한엔 / 달러외환시장실제개입은주로 2003년도에집중되어있다. 즉전체표본기간중에발생한 63회의실제개입중약 71% 인 45회가 2003년 1월부터 8월까지 8개월간에집중되어있다. 7) 따라서이기간을추정기간에서제외함으로써실제개입이빈번하게발생했던기간이혹시전체표본기간의추정결과에주도적인역할을하였는지를조사하였다. 만약구두개입이독립적으로엔 / 달러환율에영향을미치지못하고주로실제개입의도움이있어야만영향을미칠수있다면전체표본기간에서의추정결과가부분표본기간에서유지되지못할수도있다. 7) 2002 년말이후엔화가미달러화에대하여급격한절상추세를보이자일본외환당국이 2003 년 1 월중순부터매우빈번하게엔화매도 ( 달러매입 ) 개입을시행하였다.
14 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 한편, 식 (1)~(3) 의실증분석모형에포함된실제개입변수인 는일본외환당국이엔 / 달러외환시장에서매매한엔화의거래량으로측정하였다. 이는외환시장개입규모가클수록엔 / 달러환율에미치는영향이크다는것을가정한다. 그런데외환시장개입규모와상관없이실제개입그자체만으로도엔 / 달러환율에영향을미칠수있을수있다. 이를고려하여실제개입변수를더미변수로바꾸어식 (1)~(3) 을추정해보았으며, 이로부터의결과도 < 표 1> 에제시하였다. 전장에서언급한바와같이표본기간중의실제개입이모두엔화매도개입이므로실제개입이발생한날에는더미변수가 1, 이외의날에서는 0의값을갖는다. < 표 1> 에서회귀식 (1) 은 를외환시장개입규모로측정한모형의추정결과이며, 회귀식 (2) 는 를더미변수화한모형의추정결과이다. 실제개입과구두개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는영향을포함하고있는조건부분산방정식의추정결과는모두 < 표 1> 에제시하였으나지면부족으로평균방정식의추정결과는구두개입변수와실제개입변수의추정결과만을보고하였다. 추정결과에따르면, 조건부분산방정식에포함된구두개입변수의계수인 가전체표본기간에서양의값으로추정되었으며통계적으로유의한것으로나타났다. 이는구두개입이발생하면일반적으로엔 / 달러환율의변동성이확대되는것을의미한다. 이와같은결과는부분표본기간에서도동일하게유지되고있는데, 이는실제개입의빈도와상관없이구두개입이엔 / 달러환율의변동성을증가시켰음을의미한다. 또한추정결과에따르면, 이러한효과는 의측정방법에영향을받지않는다. 구두개입과는대조적으로실제개입은엔 / 달러환율의변동성을축소하는것으로나타났다. 조건부분산방정식에포함된실제개입변수의계수인 이통계적으로유의한음의값을갖는것으로추정되었으며실제개입변수의측
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 15 < 표 1> 외환시장개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는영향 계수 2000 년 1 월 1 일 ~2003 년 8 월 31 일 ( 전체표본기간 ) 2000 년 1 월 1 일 ~2002 년 12 월 31 일 ( 부분표본기간 ) 회귀식 (1) 회귀식 (2) 회귀식 (1) 회귀식 (2) -0.056 * -0.023 * -0.084 * -0.307 * (0.000) (0.003) (0.000) (0.007) 0.077 ** 0.106 * 0.062 0.063 (0.030) (0.003) (0.127) (0.120) 0.107 ** 0.075 + 0.181 * 0.148 ** (0.022) (0.100) (0.002) (0.013) 0.010 + 0.007 0.013 0.009 (0.095) (0.296) (0.112) (0.202) 0.972 * 0.964 * 0.967 * 0.972 * (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) -0.257 * -0.189 ** -0.392 * -0.340 * (0.002) (0.017) (0.000) (0.001) -0.129 ** -0.108 +* -0.227 * -0.197 * (0.031) (0.074) (0.002) (0.007) -2.6x10-4 0.029-0.039-0.011 (0.997) (0.604) (0.587) (0.874) -0.147-0.090-0.244 * -0.196 ** (0.060) (0.238) (0.010) (0.048) 0.053 ** 0.037 0.071 ** 0.076 ** (0.029) (0.167) (0.021) (0.011) -0.007 * -0.026 * -0.011 * -0.055 * (0.004) (0.000) (0.002) (0.000) 0.012 * 0.016 * 0.017 * 0.016 * (0.003) (0.001) (0.002) (0.000) 2.055 2.080 2.040 2.060 0.024 0.013 0.024 0.018 주 : ( ) 안의수치는 p- 값을나타내며, *, **, + 는각각 1%, 5%, 10% 수준에서통계적으로유의함을나타낸다.
16 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 정방법에상관없이동일한결과가유지된다. 이는일본외환당국이엔 / 달러외환시장에개입한다는사실자체가엔 / 달러환율의변동성에영향을주며, 또한개입의규모가클수록엔 / 달러환율변동성을축소하는효과가크다는것을의미한다. 이와같은결과는일본외환당국의실제개입이엔 / 달러환율의변동성에영향을미치지못하거나또는오히려이를확대한다는 Domingues (1998), Kim et al.(2000) 등과같은기존의연구결과와는구별된다. 또한전체표본기간을대상으로모형을추정한결과 ( 회귀식 (1)) 에포함된 와 의추정계수를비교하면, 구두개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는평균적인영향의크기를실제개입의영향과비교할수있다. 즉, 1회의구두개입이초래한엔 / 달러환율의변동성증가를실제개입으로모두축소하려고한다면, 약 1,714 억엔의실제개입이필요하다는것을알수있다. 8) 조건부평균방정식의추정결과를살펴보면, 구두개입은전체표본기간에서엔 / 달러환율의수준에유의한영향을미치지만부분표본기간에서는영향을주지않는것으로나타났다. 이와같은결과는구두개입의신뢰성여부가구두개입의실효성여부에중요한역할을담당할수있음을시사한다. 서술한바와같이본연구의표본기간중일본외환당국의실제개입은 2003년에집중되어있으며그이전에는실제개입이매우드물게실시되었다. 따라서 < 표 1> 의결과는실제개입을동반하는구두개입의경우구두개입에대한시장참가자들의신뢰를높여엔 / 달러환율의수준에유의적인영향을미치지만실제개입을동반하지않는구두개입은엔 / 달러환율의수준에영향을미치지못할가능성이높다는해석을가능하게한다. 이상의결과를종합해보면, 시장참가자들의신뢰를확보한구두개입은일 8) 의추정치에의하면, 1 회의구두개입은 0.012 만큼의변동성증가를초래한다. 그런데 의추정치가 0.007 이고실제개입변수의측정단위가 1,000 억엔이므로구두개입으로발생한변동성의증가분을상쇄하려면 (0.012/0.007)x1000 억엔의실제개입이요구된다.
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 17 본외환당국이의도한방향으로엔 / 달러환율의수준에영향을미치나그렇지못한구두개입은엔 / 달러환율의수준에영향을미치지못하고오히려엔 / 달러환율의변동성을확대하는요인으로작용하였다. 이러한구두개입의효과와는달리실제개입의경우엔 / 달러환율의수준에의도한영향을미쳤을뿐만아니라엔 / 달러환율의변동성축소에도도움이되어외환시장의안정성확보를위한유용한정책수단이되었다. 한편, 휴일효과변수의계수인 의추정치가양수이고 4개의추정식중 3개에서통계적으로유의한것으로나타났다. 이는엔 / 달러환율의변동성에휴일효과가존재하였음을시사한다. 구두개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는효과는개입의형태에따라달라질수있다. 따라서구두개입을역풍적개입과순풍적개입으로구분한실증분석모형인식 (4)~(6) 을추정한후그결과를 < 표 2> 에제시하였다. 이에따르면전체표본기간과부분표본기간모두에서예상대로순풍적구두개입은엔 / 달러환율의변동성을확대시키었으나역풍적구두개입은엔 / 달러환율의변동성에영향을주지못한것으로나타났다. 이는엔 / 달러환율의변동성이개입의형태에따라비대칭적인반응을보였다는것을의미한다. 또한위의결과는 < 표 1> 에나타난구두개입과엔 / 달러환율변동성간의양의관계가주로순풍적개입에기인하고있음을시사한다. 본연구에서이용한일본외환당국의구두개입자료를살펴보면, 연속적으로구두개입이발생한사례가상당히많은것을알수있다. 381회의전체구두개입표본중에서 2일이상연속적으로구두개입이발생한사례는 201회이며, 3일이상은 121 회, 4일이상연속적으로구두개입이발생한사례도 75회나된다. 이는대체적으로일본외환당국의구두개입이일단시작되면연속적으로발생되었음을의미한다. 구두개입이외환시장의수요와공급에직접적으로영향을주지못하기때문에외환시장에대한영향력을극대화하기위하여
18 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 < 표 2> 역풍개입과순풍개입의비대칭적영향 계수 2000 년 1 월 1 일 ~2003 년 8 월 31 일 ( 전체표본기간 ) 2000 년 1 월 1 일 ~2002 년 12 월 31 일 ( 부분표본기간 ) 회귀식 (1) 회귀식 (2) 회귀식 (1) 회귀식 (2) -0.058 * -0.058-0.086 * -0.301 * (0.000) (0.284) (0.000) (0.006) 0.097 ** 0.144 * 0.072 0.088 (0.043) (0.002) (0.184) (0.106) 0.053 0.065 0.046 0.035 (0.249) (0.176) (0.409) (0.524) 0.123 ** 0.151 * 0.204 * 0.166 * (0.011) (0.002) (0.001) (0.006) 0.010 0.011 0.014 0.009 (0.104) (0.175) (0.186) (0.265) 0.970 0.950 * 0.957 * 0.965 * (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) -0.277 * -0.304 * -0.422 * -0.367 * (0.001) (0.000) (0.000) (0.000) -0.156 ** -0.205 * -0.257 * -0.218 * (0.011) (0.001) (0.001) (0.003) -0.005-0.031-0.052-0.026 (0.931) (0.605) (0.477) (0.724) -0.169 ** -0.186 ** -0.273 * -0.211 ** (0.033) (0.012) (0.003) (0.031) 0.041 0.026 0.050 0.050 (0.110) (0.414) (0.183) (0.166) -0.007 * -0.031 * -0.011-0.054 * (0.003) (0.000) (0.183) (0.000) 0.002 0.005 0.004 0.005 (0.761) (0.559) (0.691) (0.578) 0.023 * 0.040 * 0.036 * 0.033 ** (0.002) (0.000) (0.005) (0.001) 2.031 2.032 2.206 2.034 0.025 0.015 0.025 0.020 주 : ( ) 안의수치는 p- 값을나타내며 *, **, + 는각각 1%, 5%, 10% 수준에서통계적으로유의함을나타낸다.
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 19 연속적으로구두개입을시행한것으로추측된다. 그런데, 앞의실증분석결과에따르면일본외환당국의구두개입은엔 / 달러환율의변동성을확대시킨것으로나타났다. 본연구에서는연속적인구두개입이엔 / 달러환율의변동성확대와관련이있었는가를추가적으로조사한다. 이를위하여다음의조건부분산방정식으로구성된 GARCH(1,1) 모형을이용하였다. (12) 위의모형과기본모형인식 (1)~(3) 의차이점은조건부분산방정식에연속적구두개입더미변수인 를새로이추가한것이다. 은 기의구두개입이 n일이상지속된것이면 1의값을가지며그이외의경우에는 0의값을갖는다. n일이상의연속적인구두개입이그이외의경우에비하여환율의변동성확대에더큰영향을미쳤다면 가양의값을나타낼것이다. 에대하여식 (7)~(9) 를추정한결과를 < 표 3> 에제시하였다. 이에따르면전체표본기간과부분표본기간모두에서 2일이상연속적인구두개입이발생한경우엔 / 달러환율의변동성이그이외의경우에비해더컸던것을발견할수있다. 일때 가양의값으로추정되었으며통계적으로유의한것으로나타났다. 그렇지만 일경우에는 의추정치가낮은통계적유의성을보이고있다. 위의결과는적어도전날에이어연속적으로구두개입이발생하면엔 / 달러환율의변동성이확대되었음을나타낸다. 그러나구두개입의지속기간이길다고해서엔 / 달러환율의변동성확대에미치는영향이반드시증가하는것은아니다.
20 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 < 표 3> 연속적구두개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는영향 2000년 1월 1일~2003년 8월 31일 2000년 1월 1일~2002년 12월 31일 계수 ( 전체표본기간 ) ( 부분표본기간 ) 2일이상 3일이상 4일이상 2일이상 3일이상 4일이상 연속 (n=2) 연속 (n=3) 연속 (n=4) 연속 (n=2) 연속 (n=3) 연속 (n=4) -0.055 * -0.055 * -0.055 * -0.082 * -0.083 * -0.084 * (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) 0.079 ** 0.078 ** 0.077 ** 0.064 0.063 0.062 (0.025) (0.027) (0.029) (0.111) (0.116) (0.124) 0.081 + 0.089 + 0.093 ** 0.151 ** 0.165 * 0.174 * (0.085) (0.059) (0.049) (0.011) (0.006) (0.003) 0.009 0.010 + 0.010 + 0.010 0.012 0.012 (0.101) (0.087) (0.092) (0.144) (0.106) (0.107) 0.977 * 0.975 * 0.975 * 0.976 * 0.974 * 0.971 * (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) -0.209 ** -0.227 * -0.235 * -0.339 * -0.366 * -0.383 * (0.011) (0.006) (0.004) (0.001) (0.001) (0.000) -0.109 + -0.111 + -0.113 ** -0.204 * -0.215 * -0.222 * (0.071) (0.068) (0.063) (0.006) (0.004) (0.003) 0.016 0.010 0.004 0.019-0.030-0.038 (0.779) (0.864) (0.949) (0.792) (0.675) (0.600) -0.100-0.112-0.117-0.195 ** -0.217 ** -0.231 ** (0.200) (0.153) (0.136) (0.043) (0.024) (0.016) 0.051 ** 0.052 ** 0.055 0.067 ** 0.071 ** 0.073 ** (0.020) (0.022) (0.383) (0.015) (0.012) (0.015) -0.009 * -0.008 * -0.007 ** -0.012 ** -0.011 * -0.011 * (0.000) (0.001) (0.002) (0.000) (0.000) (0.001) -0.001 0.003 0.005 0.002 0.008 0.012 (0.869) (0.582) (0.383) (0.791) (0.281) (0.134) 0.019 ** 0.015 0.015 0.019 + 0.013 0.008 (0.044) (0.115) (0.107) (0.065) (0.237) (0.550) 2.056 2.056 2.057 2.040 2.040 2.040 0.024 0.024 0.024 0.024 0.024 0.024 주 : ( ) 안의수치는 p- 값을나타내며 *, **, + 는각각 1%, 5%, 10% 수준에서통계적으로유의함을나타낸다.
< 표 4> 외환시장개입이엔 / 달러환율의단기변동성및장기변동성에미치는영향 계수 2000 년 1 월 1 일 ~2003 년 8 월 31 일 ( 전체표본기간 ) 2000 년 1 월 1 일 ~2002 년 12 월 31 일 ( 부분표본기간 ) 계수 2000 년 1 월 1 일 ~2003 년 8 월 31 일 ( 전체표본기간 ) 2000 년 1 월 1 일 ~2002 년 12 월 31 일 ( 부분표본기간 ) 역풍 순풍구분역풍 순풍구분역풍 순풍구분역풍 순풍구분 -0.050* -0.048* -0.077* -0.065** -0.038-0.033-0.062** -0.063** (0.002) (0.001) (0.000) (0.012) (0.174) (0.207) (0.025) (0.031) 0.086** 0.105** 0.076** 0.080 + -0.123-0.123 + -0.201** -0.171** (0.011) (0.014) (0.044) (0.076) (0.102) (0.099) (0.019) (0.039) 0.055 0.085-0.081-0.092-0.146** -0.219* (0.250) (0.106) (0.187) (0.139) (0.039) (0.004) 0.393 0.430 0.411 0.360* 0.023 0.031-0.028-0.107** (0.147) (0.131) (0.101) (0.002) (0.729) (0.634) (0.720) (0.039) 0.976* 0.981* 0.976* 0.952* -0.060-0.073-0.089-0.132 + (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.412) (0.320) (0.305) (0.072) 0.028 0.026 0.031 + 0.031** 0.160 + 0.137 + 0.140-0.024 (0.128) (0.107) (0.058) (0.040) (0.066) (0.096) (0.183) (0.665) -0.010 + -0.009 + -0.017* -0.023* 0.006 0.004 0.026 0.067 + (0.069) (0.084) (0.003) (0.000) (0.529) (0.628) (0.107) (0.068) 0.015 + 0.004 0.020** -0.004-0.003-0.006-0.007-0.022 (0.095) (0.785) (0.025) (0.772) (0.877) (0.844) (0.825) (0.625) 0.021 0.069* 0.027-0.021 (0.114) (0.001) (0.373) (0.656) 0.857* 0.864* 0.728* 0.178 2.058 2.032 2.041 2.047 (0.000) (0.000) (0.000) (0.516) 0.024 0.024 0.025 0.024 주 : ( ) 안의수치는 p- 값을나타내며 *, **, + 는각각 1%, 5%, 10% 수준에서통계적으로유의함을나타낸다.
22 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 요소 GARCH 모형의추정결과는 < 표 4> 에제시하였다. 이에따르면전체표본기간과부분표본기간모두에서일본외환당국의구두개입은엔 / 달러환율변동성의영구적요소에만유의한양의영향을미치고일시적요소에는영향을미치지않는것으로나타났다. 이와같은추정결과는일본외환당국의구두개입이엔 / 달러환율의변동성을확대시켰을뿐만아니라그효과가오랜기간지속되었음을의미한다. 즉, 일본외환당국의구두개입은외환당국이의도한바와같이외환시장의안정성을촉진하는역할을하기보다는장기간에걸쳐외환시장의불안정성을야기하는역할을담당하였다는것이다. 9) 구두개입을형태별로구분한모형의추정결과에따르면, 순풍적구두개입의경우전체표본기간과부분표본기간모두에서엔 / 달러환율의단기적변동성에영향을미치지않은것으로나타났다. 엔 / 달러환율의장기적변동성에대한순풍적구두개입의효과는부분표본기간에서만유의한수준에서양의값을갖는것으로나타났다. 전체표본기간에서는순풍적구두개입이엔 / 달러환율의장기적변동성에미치는영향은유의하지않은것으로추정되었으나유의성이 10% 수준에매우근접해있는것으로미루어보아어느정도영향을끼쳤다고해도크게무리한해석은아닌것으로보인다. 역풍적구두개입의경우전체와부분표본기간모두에서엔 / 달러환율의장 단기적변동성에유의한영향을미치지못하였다. 한편, < 표 4> 의결과에따르면일본외환당국의실제개입은엔 / 달러환율의일시적변동성에는유의한영향을미치지않았으나장기적변동성을축소하는역할을하였다. 따라서일본외환당국의실제개입은구두개입과는달리오랜기간에걸쳐엔 / 달러환율의변동성을억제함으로써외환시장의안정성 9) < 표 4> 는실제개입변수를일본외환당국의외환시장개입규모로측정한모형의추정결과이다. 실제개입변수를더미변수화한모형도추정하였는데, < 표 4> 와유사한결과를얻었으며지면상의관계로보고하지않았다.
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 23 확보에기여하였다. 이러한결과를놓고볼때구두개입은외환시장의안정성측면에서실패한정책인데반해, 실제개입은외환시장의안정성을유지하는데효과적인정책수단이라고할수있다. 실제개입이구두개입에비해많은비용을초래하긴하지만장기간에걸쳐환율변동성이확대되는것을방지함으로써외환시장의안정성을확보하는데훨씬더효과적인정책이라는것이다. 4. 결론및정책시사점 최근외환시장개입효과를분석하는실증연구는시장개입이환율의수준에미치는영향과함께환율의변동성에미치는영향도중시하고있다. 이는현실세계에서이루어지고있는시장개입이환율의추세에영향을미치고자하기도하지만환율의단기적급등또는급락을방지하기위한미세조정 (smoothing operation) 의성격도가지고있기때문일것이다. 따라서환율의변동성을축소하는시장개입은성공적인개입이라고할수있는반면에환율의변동성을확대하는시장개입은오히려외환시장의불안정성을악화시키는실패한정책이라고할수있다. 본장에서는일본외환당국의실제개입이엔 / 달러환율의변동성에미치는영향과함께구두개입의효과를실증적으로분석하였다. 이를위해 2000 년 1월 1일~2003년 8월 31일간발생한일본외환당국의구두개입자료를 GARCH 모형과요소 GARCH 모형에적용하였다. 본연구의실증분석결과를요약하면다음과같다. 첫째, 일본외환당국의구두개입은엔 / 달러환율의변동성을증가시키는역할을하였다. 특히외환시장참가자들의신뢰를확보하지못한구두개입은엔 / 달러환율에의도한효과를거두지못하고오히려환율변동성
24 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 만을증가시키는결과를초래하였다. 둘째, 구두개입의환율변동성확대효과는일시적이지않고장기간지속되는것으로나타났다. 셋째, 구두개입을형태별로구분할경우순풍적구두개입은엔 / 달러환율의변동성을확대시켰으나역풍적구두개입은엔 / 달러환율의변동성에유의한영향을미치지못하였다. 넷째, 전날에이어적어도이틀연속적으로구두개입이발생하면엔 / 달러환율의변동성이더욱확대되었다. 끝으로, 구두개입과는달리일본외환당국의실제개입은엔 / 달러환율의변동성을축소하는것으로나타났으며그효과도오랜기간지속되는것으로분석되었다. 일본의사례를통해습득한본장의실증분석결과는우리나라외환당국의환율정책에다음과같은시사점을제시한다. 구두개입은실제개입에비해비용이거의들지않고쉽게활용할수있는개입수단이기는하나외환시장의안정성을촉진하기보다는오히려환율의불안정성을증가시킬수있다. 외환당국이외환시장에서외환매매에직접참여하는실제개입은외환위험관리, 외환당국의신뢰성유지, 시장금리및통화량의변화를통한거시경제적영향등의적지않은비용을수반하기때문에위기상황이아니면자주사용할수있는정책수단이될수없다. 따라서외환당국은실제개입대신에비용이매우작은구두개입을일상적으로이용한다. 그런데본장의실증분석에따르면구두개입이외환시장의가격변동성감소를통해외환시장의안정성회복에기여하기보다는오랜기간에걸쳐환율변동성을증가시키는부작용을낳을수있다. 구두개입이환율변동성의확대를통해외환시장의안정성을저해할가능성은구두개입이외환시장의신뢰를확보하지못할때더욱높아진다. 외환당국의시장개입이투명하고신뢰가있으면외환시장참가자들은외환당국의시장개입을환율변동성을줄이려는강력한의지로간주하기때문에시장
Ⅱ. 외환시장개입과환율변동성 25 개입으로환율의변동성이감소한다. 따라서외환시장개입정책이불투명하거나외환당국에대한신뢰성이약하면외환시장개입은환율변동성에영향을미치지못하거나또는오히려환율변동성의증가를초래하여외환시장의불안정성이확대될수있다. 환율변동성과관련하여외환시장개입정책의방향이모호하거나정책의신뢰성이떨어지면시장참가자들은각자의기대에따라외환매매를실행함으로써거래량을증가시키게되고이로인해환율의변동성이증가할수있다. 10) 10) 외환당국의정책이불투명하거나신뢰성이떨어지면시장참가자들은단기매매에보다치중할수있으며, 이역시환율변동성을확대시키는요인이될수있다.
26 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 본장은 2005년중정부가추진하였던외환거래자유화의긍정적 부정적요인을분석하고이에근거하여정책적시사점을도출하는것을목적으로하고있다. 11) 2005년에들어서면서국내외환시장은새로운제도적변화를경험하였다. 외환위기이후에실시된우리나라의외환자유화조치는외화유입을촉진하고외화유출을억제하는데정책의초점이맞추어져있었다. 이는외환위기에따른외화유동성부족을해소하려는정부의의지가담겨있는정책적시도라고할수있다. 이와같은기존의정책방향과는달리정부는외환보유액증대, 외국인주식투자자금유입확대등으로인해우리나라의외화유동성이크게개선됨에따라 2005년 6월외화유출과관련된규제완화를골자로하는해외투자활성화방안을발표하였다. 또한정부는 2005년 12월말에자본거래허가제를신고제로전환함으로써경상거래에이어자본거래에대해서도사전적통제수단이거의사라지게되었다. 정부의해외투자활성화조치및자본거래허가제의신고제전환은원화의태환성제고를통한금융허브지원, 국내외환시장의구조적문제점인외화초과공급해소, 원화절상압력해소를통한정부의거시적 정책적부담완화, 국제사회와의약속이행을통한우리나라의대외신인도제고등에기여할수있다. 12) 그러나앞서언급한바와같이이들조치로인해자본거래에대한 11) 본장은박해식 송치영 (2005b) 의논문을일부수정한것이다. 12) 자본규제의효과에대한기존의실증분석결과는대체적으로자본규제가외환시장을비롯한금융시장의안정성제고에별다른영향을미치지못한다는것을보여주고있다 (Glick et al. (2004), Glick and Hutchison(2000), Edison and Reinhart(2001), Edwards(1999, 2001), Kraay (1998), Simone and Sorea(1999), Laurens and Cardoso(1998)). 따라서이미한차례폐지가연기된바있는자본거래허가제를계속유지한다면의도된효과를크게누리지못하면
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 27 사전적통제수단이상당부분사라지게되면서급격한외화유출을동반한자본이탈이발생할가능성이높아졌다. 또한외국인의원화차입을투기자본에대한취약성증대, 외환거래모니터링및감독기능약화등의부작용도우려된다. 이에따라추가적외환자유화에따른부작용을최소화하고외환시장의안정성을유지할수있는사후적관리방안이요구되고있다. 1. 외환거래자유화의주요내용 1) 해외투자활성화방안 2005년 6월 16일정부는국내기업의해외진출을촉진하고외환제도를개선하는한편, 해외투자지원체제를정비하는해외투자활성화방안을발표하였다. 동방안은외환제도상의불필요한잔존규제폐지, 외환보유액을활용한해외투자촉진, 해외투자지원체제의정비등으로구성되어있다. 이중에서외환제도상의불필요한잔존규제폐지는동방안의핵심사항이라고할수있다. 이를위해정부는해외직접투자에대한규제를완화하고해외간접투자를제도적으로지원하며해외부동산취득제도를개선하였다. 보다구체적으로, 해외직접투자의경우현행 3억달러이내로제한되어있는비금융기관의금융 보험업에대한건별투자한도를폐지하였다. 다만자기자본의 30% 이내로제한되어있는총투자한도는현행대로유지하기로결정하였다. 개인이해외에직접투자하는경우에도투자한도를확대 ( 현행 100 만달러 300만달러 ) 함으로써개인의해외투자활성화를촉진하는제도적 서우리경제의대외신인도만하락할수있다.
28 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 기틀을마련하였다. 해외간접투자와관련해서는주로절차적규제완화가주요내용으로되어있다. 한국은행총재허가사항으로되어있는상당부분의신용파생금융거래의경우신용위험회피목적의정상적파생금융거래에대해서는신고제로전환하였다. 자산운용사가해외자산운용목적으로부동산을취득하는것에대해서는기존의한국은행총재신고수리의무를폐지하였으며, 부동산투자회사 (REITs) 의해외부동산취득을허용하고신고수리의무도면제하였다. 해외부동산취득관련규제의경우종합무역상사는한국은행총재신고수리를통해전년도수출입실적의 10% 이내에서최고 3억달러까지해외부동산취득이가능하도록하였다. 기금의경우에는취득한도와한국은행총재신고수리의무를모두폐지하였다. 개인의경우에도본인또는배우자가 2년이상해외체류목적으로 50만달러이내의거주용주택을취득할수있도록허용하였으며해외부동산및시설물회원권취득절차도현행한국은행총재에서외국환은행장신고제로완화하였다. 2) 자본거래허가제폐지 외환위기이후우리나라는외국자본의유입을촉진하여외환위기를조속히극복하고개방경제체제하에서민간부문에자율성을부여하여원활한대외경제활동이가능하도록하기위해외환자유화를실시하였다. 이에정부는 1998 년 9월종전의외국환관리법을폐지하고외국환거래법을새로이제정하였으며, 1999 년 4월 1일에기업및금융기관의대외영업활동과관련된외환거래를자유화하는제1단계외환자유화조치를시행하였다. 또한개인의외환거래등을포함한잔존규제에대해서는 2000년말에폐지되도록하는일몰
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 29 조항으로규정함으로써 2001년 1월 1일부터제2단계외환자유화가자동적으로시행되도록하였다. 13) 그러나실제로제2단계외환자유화는대내외시장여건의변화, 전면적외환자유화시행에따른부작용등을고려하여제1단계자유화에서규정한일몰조항을일부개정하여 2001년 1월 1일시행하였다. 제2단계외환자유화조치에서는해외여행경비, 증여성송금, 해외이주비등개인의대외지급한도를폐지하고외국환은행으로부터의외환매입한도를폐지하였다. 또한거주자의해외예금제한을폐지하고해외신탁을허용하는동시에해외차입, 해외직접투자등에대한규제를완화하였다. 정부는이와같은외환자유화조치와함께본격적인자유화로인해국내외환및금융시장의안정성을저해하는요인이발생할가능성에대비하여유사시안정장치 (safeguard) 를제도화하였다. 일례로증여성송금, 해외여행경비등대외지급에한도를부과하거나대외지급을전면정지하는대외지급정지제도를마련하였을뿐만아니라, 유사시유출입되는자금에대해일정부분을중앙은행에무이자로예치하는가변자본예치제 (VDR) 에대한법적근거를마련하였다. 자본거래허가제는이와같은유사시안정장치의일환으로실시되었던보완장치의하나로환투기조장등을통해국내외환및금융시장의불안정성을초래할우려가있는자본거래에대해적용하였다. 자본거래허가제는당초 2000년 12월말에폐지될예정이었으나당시의대내외경제여건등을감안하여 2005년 12월말까지연기되었다. 자본거래허가제는재경부장관허가사 13) 외환위기이후에추진된외환자유화의자세한내용에대해서는재정경제부 (2005a,b,c, 2002, 2000a,b, c), 한국은행 (2001, 2002, 2003) 등에나와있다. 한편 Park and Song(1998), 한국금융연구원 (1994) 등은외환위기이전의 80 년대와 90 년대전반에행하여진외환자유화의내용을담고있다.
30 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 < 표 5> 자본거래허가제의주요내용 거래형태거주자의비거주자로부터의외화차입비거주자의원화차입외국환은행의외화대출및보증증권취득, 증권교환및증권대여 주요내용 재무불건전국내법인이비거주자로부터 1년이하의단기외화자금을차입 ( 외화증권및원화연계외화증권발행을포함 ) ( 재경부장관 ) 개인및비영리법인이다른거주자의보증또는담보를제공받아비거주자로부터외화자금을차입 ( 한국은행총재 ) 비거주자가국내또는외국에서만기 1년미만의원화증권또는원화연계외화증권을발행 ( 재경부장관 ) 외국환은행이비거주자에게 10억원이상의원화자금을대출 ( 한국은행총재 ) 거주자가비거주자에게 10억원이상의원화자금을대출 ( 한국은행총재 ) 외국환은행이거주자로부터보증또는담보를제공받아비거주자에게외화대출 ( 한국은행총재 ) 외국환은행의보증으로외환거래법규정 2-8조 1항과 2항에서명시한거래이외의거래에대해외국환은행이보증 ( 한국은행총재 ) 주채무계열소속기업체중상위 30대계열기업체의단기외화차입계약과관련하여동계열소속다른기업체가비거주자에게보증하거나 ( 외국환은행에보증또는담보를제공하는행위를포함 ), 거주자가비거주자간거래에관하여채권자인비거주자와채무보증계약에따른채권의발생등에관한거래 ( 한국은행총재 ) 비거주자가국내또는외국에서발행한만기 1년미만의원화증권또는원화연계외화증권을거주자가취득 ( 한국은행총재 ) 거주자가보유증권을대가로비거주자로부터증권을취득 ( 한국은행총재 ) 거주자가원화증권및원화연계외화증권을비거주자에게동일인당 100억원을초과하여대여 ( 한국은행총재 ) ( 다음면에계속 )
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 31 < 표 5> 자본거래허가제의주요내용 ( 계속 ) 거래형태 거주자의단기원화차입 현지금융에대한보증 주요내용 거주자가외국에서만기 1년미만의원화증권을발행 ( 재경부장관 ) 거주자가비거주자자유원계정에예치된원화자금을 1년이하의단기차입 ( 재경부장관 ) 거주자의다음과같은보증 ( 재경부장관 ) 주채무계열소속기업체중상위 30대계열기업체 ( 이하 30 대계열기업체 ) 가 1998 년 12월 31일현재보증등을한잔액의 95% 를초과하여다른거주자및현지법인등에대하여보증하는거래 외국환은행이 30대계열기업체의현지금융에대하여보증을하는경우로서당해현지금융을받는기업체이외의다른거주자로부터보증등을제공받아이를행하는거래 외국환은행이 30개계열기업체소속현지법인등의현지금융에대하여보증을하는경우로서거주자로부터보증을제공받아이를행하는거래 거주자가 30대계열기업체및 30대계열기업체소속의현지법인등의현지금융에대하여보증하는거래 거주자와비거주자간파생금융거래 거주자간또는비거주자간파생금융거래로서외환거래법규정 7-40조 1항및 2항에해당하지않거나다음에해당하는거래 ( 한국은행총재 ) 액면금액의 1/5 이상을옵션프리미엄등선급수수료로지급하는거래 기체결된거래를변경 취소및종료할경우에기체결된거래에서발생한손실을새로운가격의거래에반영하고자하는거래 파생금융거래를자금유출입 거주자의비거주자에대한원화대출 거주자의비거주자로부터의자금조달등의거래에있어규제적절차를회피하기위해행하는거래
32 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 항과한국은행총재허가사항으로구분된다. 재경부장관허가사항은주로단기자본유입및환투기관련거래를대상으로하고있는반면에, 한국은행총재허가사항은주로자본유출과관련된사항으로구성되어있다. 작년말신고제로전환된자본거래허가제의주요내용은 < 표 5> 에정리하였다. 2. 외환거래자유화의긍정적효과 1) 외환시장의수급불균형구조완화 2002년이후국내외환시장에서는경상수지및자본수지흑자폭이확대되면서외화의초과공급현상이심화되고있다. 2004년말현재우리나라의국제수지흑자는 359.3억달러로 2001년의 46.4억달러에비해무려 6배이상증가하였으며 2005년 1~3월중에도 92.7억달러의흑자를기록하였다 (< 그림 2> 참조 ). 경상수지는 2001년 1월의제2단계외환자유화조치이후개인의해외지출증가에도불구하고수출호조에따른상품수지의확대에힘입어 2004 년중에전년대비 100 억달러이상의흑자폭을기록하는등흑자세를지속하였다. 자본수지도외국인의직 간접투자자금이지속적으로유입되면서 2004 년중에전년대비 2배이상증가하는급증세를보였다. 2004년말현재내국인의직 간접해외투자는 123.0 억달러를기록하였으나외국인의직 간접국내투자는이를훨씬상회하는 249.7억달러를기록하였다. 또한 < 그림 3> 에서확인할수있듯이국내외금리차및국내금융시장의미발달등으로인해외화차입이증가한점도지속적인자본수지흑자를가능하게한요인으로작용하였다.
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 33 < 그림 2> 우리나라의국제수지추이 400 359.3 ( 단위 : 억달러 ) 300 258.6 200 100 46.4 116.4 92.7 0 P 2001년 2002년 2003년 2004년 2005년 (1~3월) 자료 : 재경부 < 그림 3> 우리나라의외화채권발행추이 200 160 ( 단위 : 억달러 ) 165 120 112 80 85 40 48 0 2001 년 2002 년 2003 년 2004 년 자료 : 재경부내부자료
34 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 외환위기이후의외환자유화가주로외화유입을촉진하는기조를유지한결과, 이처럼국내외환시장에서는구조적으로외화초과공급 원화초과수요가발생할가능성이높아졌다. 이에따라국내외환시장에서는외환수급이자율적으로균형에도달할수있는기반이취약해졌다고할수있다. 정부의해외투자활성화방안과자본거래허가제폐지는이러한국내외환시장의구조적문제를해소하는데기여할수있을것으로기대된다. 자본거래허가제의상당부분이외화유입보다는외화유출과관련된사항으로구성되어있는바, 이의폐지는외화유출이늘어날수있는여건을조성할수있을것이며, 해외투자활성화방안도국내자본의해외투자에대한잔존규제완화를통해외환시장의수급불균형구조를완화하는데일조할수있을것으로기대된다. 물론제도적변화가없더라도국내외환시장의외화초과공급현상은완화될수있다고본다. 최근에나타난원화절상및고유가등은무역수지흑자의감소요인으로작용할수있으며, 이와더불어개인의경상거래지급이증가세를계속유지할경우경상수지흑자폭은더욱줄어들가능성이높다. 자본수지의경우에도외국인투자자금의유입이지속되고있으나국내외금리차축소, 자금의단기부동화등으로내국인의해외투자가늘어날가능성이점점높아지고있다. 14) 그러나이상의요인들은경기순환적요인으로외환수급불균형을일시적으로완화시킬수는있으나국내외환시장의수급불균형구조를완전히해소하기에는한계가있다. 이러한측면에서외환시장의수급불균형구조는제도적접근을통해완화해나갈필요가있다. 외환자유화가진전될경우국내외투자여건에따라국내자본이해외로이동하는것은매우자연스러운현상이다. 그런데최근국 14) 예를들어, 외환위기이후에국내금융기관의단기성수신이꾸준히증가하여 1998 년말 31.4% 이었던총수신대비단기성수신비중이 2004 년 6 월말에는 49.2% 까지상승하였다.
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 35 내시중자금의단기부동화등으로자금이동의민감도가증가하고있는가운데상대적으로국내보다는해외투자여건이좋아지고있다. 15) 따라서자본유출에대한규제완화가뒷받침될경우외환시장의외화초과공급구조가크게개선될가능성이높은것으로보인다. 또한연기금규모가확대되면서장기채에대한수요가증가하고있으나국채및회사채발행규모는이에부응하지못하고있다 (< 그림 4>, < 그림 5> 참조 ). 16) 이에따라장기채공급부족이 < 그림 4> 우리나라의국고채발행규모추이 70 60 50 56.0 조원 30.4% ( 단위 : 조원 ) 59.4 조원 30.0% 40 34.5 조원 30 23.5% 39.8% 40.0% 20 10 0 19.4조원 35.7% 32.0% 28.9% 40.9% 29.8% 30.0% 39.2% 2002 2003 2004 2005 3년물 5년물 10년물 주 : 2005 년은총발행계획규모가운데만기물별비중이 2004 년수준을유지하는것으로가정자료 : 재경부 15) 미국의 FRB 는 2004 년 6 월이후금리인상기조를유지하고있고우리나라도최근콜금리를인상하는등저금리기조에서탈피하려는움직임을보이고있다. 그러나미국의금리인상속도가우리나라보다훨씬높아금리차를노린자금이동의가능성이점점높아지고있다. 16) 연기금, 보험사등장기채매수기관의장기채순매수규모는매년확대되어 2004 년기준으로월평균 5.7 조원대를기록하고있으나, 5 년이상만기의국채발행규모는 2004 년에월평균 3.3 조원에그치고있다. 또한장기회사채발행규모도감소세 ( 월평균기준 : 2002 년 2.0 조원 2005 년 1.3 조원 ) 를보이고있어장기채공급부족현상은당분간지속될가능성이높다.
36 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 지속될경우장기채초과수요는해외투자를통해충족될수밖에없는상황이 며, 해외투자에대한규제완화는이같은현상이현실화될가능성을그만큼 높이는효과를가져올수있다. < 그림 5> 우리나라의회사채발행규모추이 30 25 27.2 조원 26.2 조원 27.7 조원 ( 단위 : 조원 ) 20 15 86.5% 78.5% 75.9% 10 9.5 조원 5 0 70.8% 13.5% 21.5% 24.1% 29.2% 2002 2003 2004 2005 5년이상장기물 5년미만중단기물 주 : 2005 년은 1~5 월중누계임. 자료 : Fnguide 2) 원화절상에따른부담완화 2004년이후원화절상이급격하게이루어지면서이에따른정부의정책적 거시적부담이크게증가하고있다. 원 / 달러환율은 2004년 10월부터전반적인하락세를보인가운데 2005년 9월 16일현재 1027.8 원을기록하였으며, 이는 2004년말에비해 0.71% 하락한수준이다 (< 그림 6> 참조 ). 원화의전반적강세는위안화절상, 미국의만성적인무역수지적자등외부적요인뿐
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 37 아니라수출증가와주가상승에따른외화공급증가와같은수급요인에주로기인하는것으로분석된다. 특히, 원화절상률이우리나라수출경쟁국통화의절상률을크게상회함에따라우리나라의수출경쟁력약화우려가제기되고있다. < 표 6> 에따르면, 2005년 9월 16일기준주요국의대미환율은 2003년말에비해엔화와유로화가절하된반면한국, 싱가포르, 대만은절상되었다. 특히한국의 2003년말대비환율절상률은 13.8% 로싱가포르 (1.1%) 와대만 (3.0%) 보다큰것으로나타났다. 또한 < 표 7> 에따르면, 실질실효환율로각국의통화가치를비교해볼경우에도원화가치가다른국가의통화보다크게상승하였음을쉽게확인할수있다. 2005년 8월현재실질실효환율은 2003년 12월대비원화가 17.6% 상승한반면, 대만달러화와태국바트화는각각 3.3%, 2.5% 상승하는데그쳤다. 일본엔화는같은기간에 7.9% 하락하여주요아시아국가통화와다른 < 그림 6> 원 / 달러환율의변동추이 1250 ( 단위 : 원 / 달러 ) 1200 1150 1100 1050 1000 950 1월 3월 5월 7월 9월 11월 1월 3월 5월 7월 9월 '04년 '05년자료 : Bloomberg
38 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 움직임을보였다. 최근미국의금리인상기조, 국제유가상승등원화절하요인이등장하고있으나다음과같은요인을감안할때원화절상압력이완전히해소되었다고보기어렵다. 첫째, 2002년이후의달러화약세 ( 실질실효환율기준 ) 에도불구하고미국의경상수지적자는좀처럼개선될기미를보이지않고있다. IMF (2005a) 는미국의경상수지적자가 2004년에 GDP 대비 5.7% 이었으나 2005 년에는 6.1% 로더욱확대되고 2006년에도동수준을유지할것으로전망하고있다. Dooley et al.(2003, 2004) 도중국을비롯한미국의무역상대국이환 < 표 6> 주요국의대미환율절상률 한국유로일본싱가포르대만태국인도네시아 01 년말대비 -21.75-27.31-15.43-8.88-5.76-7.17-2.40 02 년말대비 -13.35-14.26-6.26-3.04-4.90-4.80 13.41 03 년말대비 -13.82 2.93 3.85-1.05-3.01 3.58 20.55 04 년말대비 -0.71 10.76 8.50 3.06 3.77 5.45 9.49 주 : 2005 년 9 월 16 일기준이며, 음의값은절상을, 양의값은절하를나타냄. 자료 : Bloomberg < 표 7> 주요국의실질실효환율절상률 중국한국일본미국유로태국대만싱가포르 01 년 12 월대비 -5.85 16.86-8.07-17.08 19.12 3.78-3.35 16.98 02 년 12 월대비 -1.30 12.32-5.10-12.68 9.03 4.62-1.78 11.63 03 년 12 월대비 4.34 17.56-7.92-4.37-1.20 2.50 3.33 15.38 04 년 12 월대비 5.70 4.54-5.26 2.18-4.27 0.12-0.30 11.88 주 : 2005 년 8 월말기준이며, 양의값은절상을, 음의값은절하를나타냄. 자료 : J.P. Morgan
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 39 율을수단으로한수출지향적경제발전을지속할것이기때문에현재미국의무역수지적자수준이단기에축소되기어려울것이라고예상하였다. 둘째, 중국의위안화절상폭이시장의기대에못미치고미의회일각에서위안화의추가절상을요구하면서보복관세법안을통과시키려는움직임이있어위안화의추가절상가능성이상존하고있다. 셋째, 최근국내주가는원화절상의영향을크게받지않고상승세를나타냄에따라 주가상승에따른원화절상 의관계가더욱견고해지고있는가운데금융기관의주식형적립식펀드의성공등으로인한풍부한유동성때문에국내증시의활황세가반전되기어려울전망이다. 한편, 과도한원화절상을해소하기위해외환당국이시장에개입하게될경우외환보유액증대, 외평채및통안채발행규모증가등정책적부담이늘어날가능성이있다. 우리나라외환보유액은 2005년 4월말현재 2,064억달러로크게늘어났는데, 그동안원화절상압력해소를위한외환당국의달러화매수가이러한외환보유액증대에상당부분기여하였다는점은부인할수없다. 이에따라 2005년 4월말현재외평채잔액과통안채잔액이각각 50.3 조원과 160 조원으로 2002년말에비해각각약 3배와 2배정도확대되었다. 이영섭 (1997), 이승호 이영섭 최창규 (1998), Rhee and Song(1999) 등에서확인할수있듯이우리나라외환당국의외환시장개입은원 / 달러환율에유의한영향을미치는것이사실이나, 위와같은상황에서외환당국의추가적인시장개입은상당한비용을수반하는것이불가피하다. 물론이러한정책적부담을줄이기위해실제개입이아닌구두개입을통해외환시장에개입할수있다. 그러나제Ⅱ장의실증분석결과에따르면, 구두개입이외환시장의신뢰를확보하지못하면환율변동성을확대시켜오히려외환시장을불안하게만드는요인으로작용할수있다.
40 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 지난수년간달러화약세가지속되는가운데우리나라의외환보유액이크게증가하면서외환보유액의효과적인운용에대한논란이확산되고있다. 달러화약세가불가피한상황에서달러화비중이높은외환보유액의통화비중을다변화하여중앙은행외화자산의환위험을분산할필요가있다는주장이제기되고있다. 이와동시에외환보유액이필요이상으로쌓인만큼안전성, 유동성뿐만아니라그에따른비용을만회하기위해수익성위주외환보유액운용도필요하다는주장도제기되고있다. 17) 그러나외환보유액은대외지급준비금성격이강한만큼수익성위주의자산운용은바람직하지않을뿐만아니라그에따른위험관리비용도만만치않을것으로예상된다. 외환보유액이수익성위주로운용될경우외환보유액의부실화가능성이그만큼높아지게될것이며외환당국은그에대한사회적비판을모두짊어져야하는부담을안게된다. 수익성위주의외환보유액운용이효과적으로이루어지기위해서는위험관리를제대로할수있는금융전문인력의양성이절실히요구되는데, 이는당장해결할수있는문제가아니라고본다. 3) 금융허브육성에대한지원 2003 년 12 월정부는동북아금융허브추진로드맵을발표하면서자산운용 업에특화한지역금융센터로의성장을목표로하는 7 대추진과제를제시하였 다. 18) 동북아금융허브추진전략이발표된지이제 2 년정도가지난점을감 17) IMF(2005b) 에따르면, 세계각국은외환보유액이증가함에따라외환보유액운용수익을최대화하거나또는외환보유액관리비용을최소화하는데점점더관심을갖는추세이다. 18) 금융허브육성의 7 대추진과제로는자산운용업을선도산업으로육성, 국내금융시장의선진화, 지역특화금융수요개발, 금융산업의글로벌네트워크강화, 한국투자공사 (KIC) 설립, 금융규제 감독시스템혁신, 금융관련경영 생활환경개선등이있다.
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 41 안할때이제부터는이를실현하기위한구체적인방안을수립 실천해나가야할필요가있다. 금융허브가제대로작동하기위해서는외국금융기관의참여가필수적인바, 금융허브의추진은국내금융산업의경쟁력배양과더불어외국금융기관의국내유치방안이동시에고려되어야한다. 외국금융기관들로하여금국내금융시장에진입하려는유인을갖게하기위해서는국내에서의활발한금융거래와함께자유로운영업활동보장이반드시선결될필요가있다. 수익성이없고금융활동에제약이많은금융시장에외국금융기관들이진출할이유가전혀없기때문이다. 주지하다시피외환위기이후우리나라는외환자유화를통해외국인의국내금융활동에대한규제를대폭완화하였다. 이러한자유화조치에힘입어국내로유입되는증권투자규모가지속적으로확대되고있다. 뿐만아니라국내에유입되는외국자금이늘어나면서외환거래량도증대되어국내외환시장은일평균거래량기준으로 2004년말현재일본, 싱가포르, 홍콩에이어아시아지역의 4대시장으로부상하였다. 그러나최근까지외국인의자본거래를규제하는부분이남아있어원화의태환성이보장되어있지않았다. 이의사례로는자본거래허가제에서규제하고있는비거주자의원화증권발행제한, 원화차입제한, 거주자와비거주자간증권교환제한등을들수있다. 국내외환및금융시장에서의거래규모가획기적으로증대되기위해서는이와같은잔존규제의완화또는폐지를통해자본계정에대한태환성을보장하여국내외투자자들에게국가위험을없애주고거래의편의성을제공해줄필요가있다. 원화의태환성이보장될경우외국투자자들의국내시장참여가본격화될것이며, 이러한과정에서국내금융시장도선진화되어우리나라가동북아지역의경쟁력있는금융허브로발전하는데도움이될수있다.
42 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 < 표 8> 주요국가별외환거래비중추이 ( 일평균 ) ( 단위 : %) 1989 1992 1995 1998 2001 2004 영 국 25.6 27.0 29.5 32.5 31.2 31.3 미 국 16.0 15.5 15.5 17.9 15.7 19.2 일 본 15.5 11.2 10.2 6.9 9.1 8.3 싱가포르 7.7 6.9 6.7 7.1 6.2 5.2 독 일 - 5.1 4.8 4.8 5.5 4.9 홍 콩 6.8 5.6 5.7 4.0 4.1 4.2 한 국 - - 0.3 0.2 0.6 0.8 주 : 세계총외환거래에서차지하는비중임. 자료 : Bank for International Settlements 4) 국제사회와의약속이행 자본거래허가제는이미한차례연기된바있기때문에이를또다시연기하게되면우리나라의대외신인도에부정적인영향을끼칠가능성이있다. 특히외환자유화는국제사회에서외환제도개혁작업의일환으로인식되고있기때문에이를예정대로시행해나가지않을경우우리나라정부정책에대한신뢰도하락이불가피하였을것이다. IMF가 2000년하반기에일몰조항중일부를개정하여제2단계외환자유화를시행하려는우리정부의계획에대해비판적시각을보인적이있다는점은정부정책의대외신인도와관련하여시사하는바가크다하겠다. 또한자본거래허가제는실효성의문제를안고있었다. 즉, 자본거래허가제가유지되고있을당시에이미이를우회하는거래가많이일어났다는것이다. 일례로, 자본거래허가제하에서재경부장관허가사항으로되어있던불건전국내법인의해외단기외화차입의경우상당수국내법인들이중 장
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 43 기로해외에서외화를차입하고이를조기에상환함으로써同규제를회피하고있었던것으로알려지고있다. 이에따라자본거래허가제의실효성이의심되는상황에서국제사회의비판을감수하면서까지이를또다시연기하는것이바람직하지않다는의견을제시하기도하였다. 자본거래허가제는실효성의문제도안고있었을뿐만아니라민간부문의수요를제대로반영하지못하였다는지적도있다. 즉, 국내기업및금융기관의해외영업활동에대한수요가늘어나고있는상황에서자본거래허가제는이들의대외활동을제약하여국제경쟁력제고에부정적인영향을미쳤다는것이다. 예를들어, 한국은행총재허가사항으로되어있던외국환은행의비거주자에대한외화대출및보증제한은국내은행의해외영업활동을제약하는요인으로작용할소지가있었다. 또한거주자와비거주자간증권교환도최근에이에대한수요가크게늘어나고위험관리수단으로도이용될수있으나이를허가사항으로묶어둠으로써민간부문의수요가충분히충족되지못하였다는의견이있다. 자본거래허가제는국내금융시장의불안요인이될수있는부분을사전에차단하자는데그목적이있는바, 동제도가전면폐지될경우국내금융시장의불안정성증대가불가피할것이라는우려가있다. 그러나앞서언급하였듯이기존의대부분의실증연구는자본이동에대한규제와금융시장의안정성간에유의한상관관계를발견하지못하였다. 오히려 Edwards and Rigobon (2005) 의실증분석에서는 1991~1997년사이의칠레의경우자본이동에대한규제가강화되면서환율변동성이증가한것으로나타났다. 뿐만아니라자본거래허가제폐지로인해국내금융시장에서의금융거래규모가확대될경우단기간에가격이급격하게변동하는등의위험요인을상당부분상쇄할수있을것으로기대된다. 일례로, 외환위기이후자유변동환율
44 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 제가도입되었을당시환율변동성확대에따른국내외환시장의불안을우려하는목소리가있었으나, 강삼모 박해식 (2005), Kang(2004) 에의하면두차례에걸친외환자유화조치에힘입어외환거래량이큰폭으로증가하고외환시장참여자의수가확대되면서환율의이례적인불안정한변동 (overshooting 또는 undershooting) 이줄어들었다. 3. 외환거래자유화에따른잠재불안요인 1) 급격한자본유출가능성 증여성송금, 해외여행경비등해외경상지급한도가이미폐지된상황에서정부의해외투자활성화방안과자본거래허가제폐지는외화유출에대한사전적통제수단이사실상없어짐을의미한다. 이는우리나라에서급격한자본유출을동반하는자본이탈 (capital flight) 이발생할가능성이높아졌음을시사한다. 19) 제2단계외환자유화가실시된 2001년이후개인자금의해외유출이 < 표 9> 국내자본의해외유출비중추이 ( 단위 : %) 1995 2000 2002 2004 2005.1~2 개인해외지급 /GDP 1.7 2.2 3.2 3.0 - 개인투자 / 해외직접투자 1.5 3.0 4.7 8.2 12.9 부동산투자 / 해외직접투자 3.0 2.0 2.2 3.4 3.5 자료 : 한국은행, 한국수출입은행 19) Pastor(1990) 는중남미국가의경우자본규제가자본이탈을억제하는데도움이되었음을보인다.
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 45 뚜렷한증가세를보이고있는데, 일부에서는이를자본이탈의징후로해석하기도한다 ( 전상준 (2004), 황동언 (2004)). 실물거래를수반하지않은증여성송금등개인의해외지급은최근수년간꾸준히증가하여 1995 년에 GDP 대비 1.7% 에서 2004년에 GDP 대비 3.0% 로확대되었다. 해외직접투자에서도개인투자및부동산투자의비중이큰폭의증가세를보이고있다. 해외직접투자중에서개인투자및부동산투자가차지하는비중은 2000년에각각 3.0% 와 2.0% 를기록하였는데, 2005년 1~2 월중에는각각 12.9% 와 3.5% 로확대되었다 (< 표 9> 참조 ). 일반적으로자본이탈은특정국가의자본이해당국가의정치 경제적상황의악화로인해대규모해외로이동하는현상으로정의한다. 자본이탈은주로특정국가의정치 사회적불안이나경제적요인으로인해자산의안전성이위협받는경우에발생한다. 즉, 자본이탈은국내외투자여건변화에따른자산의수익성제고측면보다는자본손실을우려하여자산의안전성을확보하려는의도가우세하다. 아시아외환위기당시역내에진출한국제자본이대거역외로이동한것이나, 중남미외채위기당시중남미지역의자본이선진국으로이동한것이이에해당한다고하겠다. 한편만약자본이탈이일어나게되면해당국가의외환시장교란, 국제수지악화, 성장잠재력훼손등을초래할수있다. 우리나라의경우외환위기이후안전자산에대한선호도가급격하게증가하면서자본이탈의가능성이높아진것이사실이다. 우리나라가계부문의금융자산구성비를살펴보면, 안전자산에대한선호도가심화되었음을알수있다. 2004년말현재예금보장제도적용대상인은행예금에대한가계부문의수요는 1,018 조원으로 1996 년에비해약 126% 증가하였다. 반면에예금보장제도적용대상이아닌은행신탁의경우같은기간에그규모가줄어들었다.
46 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 이러한가운데자금이동의민감도가크게증가하고있어유사시국내자본이해외로급격히유출될가능성이높아진상황이다. 단기부동자금은정치 경제적상황의변화에따라특정부문으로단기간에급격히이동하면서투기자금화되는경향이강하다. 따라서시중자금의단기부동화가심할경우작은충격에도시중자금의급격한이동이발생하여금융시장의불안이가중될우려가있다. < 그림 7> 우리나라가계부문의안전자산선호도 1200 1000 1018 1129 ( 단위 : 조원 ) 1996 2004 800 696 600 451 400 245 269 253 231 200 111 121 96 109 0 은행계정은행신탁은행권지역금융기관보험사증권 투신사 자료 : 한국은행 2) 외환거래모니터링및감독기능약화 우리나라의외국환거래법은다양한국경간거래및거주자와비거주간거 래에대해서원인행위와지급행위 ( 결제 ) 에대한법률적적법성을확인하는 작업을요구한다. 원인행위및지급행위에대한적법성준수요구는거래비
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 47 용을수반하게되며, 이는거주자및비거주자의자본투자수익을축소시켜거래행위를억제하는요인으로작용한다. 이러한법률적적법성확인절차는주로사전확인, 신고제및허가제등의감독형태를취한다. 또한우리나라의외국환거래법은통계작성및모니터링목적으로도입한보고형식의신고제를실제로는신고를심사한후수리하는형태로운영하여원인행위를사전에점검하는성격을갖도록운영하였다. 이에더해우리나라외국환거래법은 원칙자유, 예외규제방식 (negative system) 을채택하고있으나, 실제로는 원칙규제, 예외자유방식 (positive system)" 으로운용함으로써외환거래를통제하였다. 특히, 자본거래와관련된경우에는다양한신고및허가규정을통해외화유출을억제하는방향으로운영하였다. 그러나최근사전확인 신고 허가제형태로유지되던보완장치들이상당부분완화되면서외환거래에대한모니터링및감독기능이약화될가능성이높아졌다. 물론규제완화로인해그동안불법적이고음성적으로이루어졌던해외로의자금유출이정상적인경로로전환되는긍정적인효과가예상된다. 그럼에도불구하고규제완화로인해정상적인경로를가장한개인과기업의편법 탈법적인자본유출이상대적으로보다용이해진것도사실이다. 실제로최근들어불법적인경로를통한해외로의자금유출규모가확대되고있는추세이다. 관세청집계에따르면, 2004년중불법외화거래행위적발건수가전년대비 47.9% 증가한 1,973 건에달하고있으며, 이러한추세는 2005 년들어더욱가파른증가세를보이는것으로나타났다. 불법외환거래금액은 2003년 2.4조원에서 2004년에는 55.1% 증가한 3.7조원에달하고있으며, 2005년들어서도역시급격한증가추세를보이고있다. 이와같이추가적인외환자유화로인해기존의불법 탈법자금의해외유출이보다손쉬워짐에따라어느정도의해외자본도피가불가피할것으로예
48 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 상된다. 특히, 향후북핵문제및달러화강세전환등으로인해원 / 달러환율이상승하게되는경우경제적또는불법적목적의자본도피가가속화될가능성이있다. 한번자유화된외환거래를다시규제하기는쉽지않으므로향후북핵문제, 환율및금리등경제내외의여건변화로자본유출압력이높아질경우에대비한대응책마련이필요하다고하겠다. < 표 10> 관세청불법외화거래적발실적 ( 단위 : 전년동기증감률, %) 2002 2003 2004 2005.2( 누계 ) 건수 ( 건 ) 1,164 (59.0) 1,314 (12.9) 1,943 (47.9) 317 (96.0) 금액 ( 억원 ) 54,137 (134.9) 23,803 (-56.0) 36,917 (55.1) 2,320 (34.0) 주 : ( ) 안은전년동기증감률 (%) 자료 : 관세청 3) 투기자본에대한취약성증대 자본거래허가제의폐지로인해외국인의원화조달이허용됨에따라국내외환시장이투기세력에보다많이노출될가능성이있다. 앞서지적한바와같이, 자본거래허가제는비거주자의만기 1년미만원화증권또는원화연계외화증권발행을재경부장관의허가를요하는거래로규정하였으며, 외국환은행을포함한거주자의비거주자에대한원화대출을한국은행총재허가사항으로구분하였다. 이에따라자본거래허가제하에서는외국인의원화차입에대한제한으로인해투기세력을어느정도차단할수있었던것으로판단된다. 그러나외국인의원화조달에대한규제완화는그만큼투기세력이국내외환시장에서활동할수있는영역이확장되는결과를초래할수있다.
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 49 현재우리나라는 GDP 대비외환거래량이아직도낮은수준에머물러있어외환시장이투기세력에취약한상태이다. 외환위기당시자본및외환자유화수준이현재보다현저히낮았음에도불구하고외환위기가발생하였다는점은시사하는바가크다. 우리나라를둘러싼대외경제여건을보더라도투기세력이활동할수있는환경이조성되어있는것으로판단된다. 중국의위안화추가평가절상가능성으로인해헤지펀드를비롯한국제투기자본이위안화평가절상및그에따른주변국통화의동반상승을기대하여아시아지역으로대거유입되고있는것으로알려져있다. 이러한상황에서중국의위안화추가절상이시장의기대에못미치는수준에서이루어질경우국내외환시장의불안정성이증대될우려가있다. 특히위안화절상폭에실망한국제투기자본이대거역외로빠져나갈가능성도상존한다. 우리경제는자본거래허가제폐지에따른부작용을견딜수있을만한여건과보완대책을어느정도마련하고있다. 외환자유화추진과함께외환전산망구축, 안정장치제도화등의다양한보완대책을마련한상태이며불법적인형태의자금유출시도에대해서는금융정보분석원 (FIU) 의가동, 국세청및관세청신고 통보제를유지하고있다. 또한외환보유액이 2,000억달러를훨씬상회하고있어국내외환시장에대한투기적공격에대처할수있는능력도어느정도보유한것으로판단된다. 그럼에도불구하고실수요가없는상황에서의파생금융상품을이용한투기거래등다양한형태의투기거래에대한대비책을마련해나갈필요가있다. 4. 요약및정책시사점 2005 년중정부가추진하였던추가적외환자유화는국내외환시장의구조
50 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 적문제점인외화초과공급위주의수급불균형을해소하여외환시장의자율적안정을유지하는시스템구축에도움이될수있다. 외화유출에대한규제를완화함으로써과다한외화유입에따른원화강세로인해발생하는부작용을부분적으로완화시키는효과를기대할수있기때문이다. 이경우국내외환시장의원화절상압력해소를통해원화절상에따른정부의거시적 정책적부담이줄어들수있을것으로보인다. 외환거래자유화가확대되면민간부문의대외경제활동이보다자유로워져경제의효율성이높아지는효과도기대할수있다. 투자자들은국제분산투자를확대함으로써자산투자의위험을줄이고효율성을높일수있는기회를가질수있다. 또한자본계정에대한태환성이제고되어투자자들에게국가위험을없애주고투자의편의성을제공하게되면외국인투자자들의국내시장참여가본격화되고국내금융시장이선진화됨으로써우리나라가동북아지역의경쟁력있는금융허브로발전하는데도움이될수있다. 외환거래자유화의확대는외환시장이양적 질적으로한단계더발전할수있는계기도될수있다. 1999~2001년사이에두차례에걸쳐실시된외환자유화조치에힘입어국내외환시장의외환거래량이확대된점에비추어볼때 2005년의해외투자활성화방안과자본거래허가제폐지도국내외환시장이양적으로더욱발전할수있는기회를제공할수있다. 또한거주자의해외투자가늘어나면서헤지수단에대한수요가크게증가할것으로보여헤지수단으로서의파생상품거래가활발해지는효과도기대해볼수있다. 외국환은행은외환자유화의확대로인해외환거래가급증하고외환에대한수요가증가하면서수익원다변화효과를누릴수있다. 이에반해외환거래자유화확대는국내외환시장의위험요인으로도작용할수있다. 특히, 국내외환시장은 GDP 대비외환거래량이아직도낮은수
Ⅲ. 외환자유화의효과와향후과제 51 준에머물러있는등대내외충격에대한취약성이여전히높기때문에더욱그렇다. 자본유출입이자유로워지면그만큼국제투기자본의공격에노출될가능성이커지게되며자본유출에대한외환관리도더욱어려워지게된다. 뿐만아니라수출입, 직접투자등외환에대한실수요가없는상황에서도선물환등파생상품을이용한투기적거래가훨씬용이해질수있으며, 이처럼환투기목적의외환매매가증가하게되면환율변동성이크게확대될수있다. 또한여타다른요인으로인해국내금융시장이불안해지는경우급격한자본유출로인해경제성장기반이훼손될가능성도배제할수없다. 정상적인자본유출의차원을넘어대규모자본이탈이발생하는경우금융시장불안을넘어세원축소및투자재원부족으로인해경제성장이위축될가능성이있다. 자본의유출입이빈번해지면서금융시장의교란정도가커질경우환율및통화관리뿐만아니라거시경제적대응도어려워질수있다. 우리경제는이러한잠재적부작용을견딜수있을만한여건과보완대책을어느정도마련한것으로판단된다. 외환보유액이 2천억달러를크게상회하고있으며, 외환거래자유화추진과함께외환전산망구축, 안정장치제도화등의다양한보완대책을마련한상태이다. 또한미국의경상수지및재정수지적자지속과중국의위안화추가절상가능성등으로대미달러가치대비원화가치강세현상이당분간지속될것으로보여급격한자본유출을제한할것으로예상된다. 불법적인형태의자금유출시도에대해서는 FIU의가동, 국세청신고 통보제유지등으로대규모자금유출을방지하는효과를기대할수있다. 그럼에도불구하고추가적외환자유화에따른문제점을보완하기위해서는특정외환거래가원래의목적과는다른용도로사용되는것을예방하기위한제도적장치를마련할필요가있다. 일례로, 외국환거래법에서허용하는
52 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 거래를금융관련법 ( 예 : 은행법 ) 에서적절히규제할경우외환자유화에따른잠재불안요인이현실화되는것을사전에차단할수있다. 자본거래허가제의신고제전환시거래신고자로하여금해당거래의목적, 내용등거래내역을상세히밝히도록하고사후적으로도실제거래내역을보고토록조치하는것도하나의방법이될수있다. 한편외환거래에대한사전적통제수단이사라진점을고려할때건전성규제의중요성이그어느때보다높아진바, 외환건전성규제를강화할필요가있다. 이와더불어한국은행, 금융감독원등유관기관의외환거래에대한모니터링및감독기능을강화하고긴밀한협조채널을구축하는것도중요하다. 이와같은제도적접근과더불어투기세력으로인해환율변동성이확대되고국내외환시장의불안정성이증대되는것을방지하기위해외환거래량이늘어날수있는환경을조성하는시장적접근도동시에추진하는것이바람직하다. 예를들어, 시장조성자 (market maker) 가자체적으로육성될수있는환경을조성할경우국내외환시장이투기세력등에취약해질가능성을줄일수있다. 은행간시장과대고객시장을분리시킨외환당국의최근조치는은행간시장참여자가시장조성자로발전할수있는여건을제공한점에서긍정적으로평가된다. 또한원화금리만기구조의다양화등을통해선물환등외환관련파생금융시장의발전을도모함으로써시장참여자들에게다양한헤지수단을제공하고외환시장의효율적작동을유도하는것도외환거래량확대에도움이될수있다.
Ⅳ. 원 엔동조화, 구조적현상인가? 53 Ⅳ. 원 엔동조화, 구조적현상인가? 외환위기이후우리나라외환시장에서는원 / 달러환율과엔 / 달러환율간의상관관계가높아지는등원 엔동조화가심화되고있다. 특히, 외환위기이전에발견되었던비대칭적동조화, 즉엔화약세기에만나타난원 엔간높은正 (+) 의상관관계가외환위기이후에는거의사라졌다. 하지만이와같은원 엔동조화의심화가우리나라외환시장의새로운구조적변화인가에대해서는보다심도있는논의가필요하다. 이에본장에서는고빈도자료를이용한실증분석을통해외환위기이후의원 엔동조화에대해자세하게살펴본다. 또한최근의원 엔탈동조화로인해발생한원 / 엔환율급락에대한정책시사점을제시한다. 1. 원 엔동조화의현황 외환위기이후국내외환시장은여러제도적변화를경험하였다. 먼저환율의일일변동폭을제한하였던시장평균환율제가폐지되고환율의자유로운변동을허용하는변동환율제가도입되면서외환시장의효율적작동이가능해진반면에환율변동폭도동시에확대되었다. 또한수차례에걸친외환거래자유화로인해자본유출입이늘어나면서외환시장의규모가확대되었고외환파생상품시장도점차활성화되기시작하였다. 특히 2005년에실시된외환거래자유화조치는투기적외환거래를훨씬용이하게하는부작용이우려되기는하나외화유출촉진을통해국내외환시장의외화초과공급구조를완화하는데도움이될수있을것으로기대된다.
54 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 이러한제도적변화와함께외환위기이후에우리나라외환시장에서발견 되는또하나의주목할만한현상은원 엔동조화의심화이다. 원 엔동조 화의심화는원 / 달러환율과엔 / 달러환율을함께정리한 < 그림 8> 에서확인 < 그림 8> 원 / 달러환율과엔 / 달러환율의추이 ( /$) 1800 ( /$) 180 1600 160 1400 140 1200 120 1000 100 800 80 600 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 원 / 달러 엔 / 달러 60 주 : 월말종가기준자료 : Bloomberg < 표 11> 원 / 달러환율과엔 / 달러환율간상관계수 기간상관계수 엔화약세기 1995 년 5 월 ~1998 년 8 월 0.76 2000 년 1 월 ~2002 년 1 월 0.92 1990 년 3 월 ~1995 년 4 월 -0.81 엔화강세기 1998 년 9 월 ~1999 년 12 월 0.64 2002 년 2 월 ~2004 년 11 월 0.85 주 : 월말종가환율기준
Ⅳ. 원 엔동조화, 구조적현상인가? 55 할수있다. 이에따르면외환위기이전에는원 / 달러환율이엔 / 달러환율과상반된움직임을보이는경우가많이발견되고있다. 그러나외환위기이후에는두변수간밀접한正 (+) 의상관관계가훨씬두드러지게나타나고있다. < 표 11> 에서는엔화약세기와엔화강세기를구분하여원 / 달러환율과엔 / 달러환율간에추정된상관계수를정리하였다. 이에따르면외환위기이전에원 엔간동조화현상이엔화약세기에만두드러지게나타나는비대칭적구조를가지고있었음을쉽게확인할수있다. 그러나외환위기이후부터는이러한비대칭적구조가점차사라지는경향이확연하게나타나고있다. 20) 외환위기이전의엔화약세기 (1995 년 5월~1998년 8월 ) 에는원 / 달러환율과엔 / 달러환율간에추정된상관계수가 0.76을기록하였으나엔화강세기 (1990 년 3 월~1995 년 4월 ) 에는두변수간의상관계수가 -0.81을기록하였다. 이에반해외환위기이후의엔화약세기에는원 엔간동조화가외환위기이전에비해더욱강화되었을뿐만아니라엔화강세기에도두변수간의상관계수가 0.60 이상을기록하고있다. 원 엔동조화가심화되게되면원 / 달러환율과엔 / 달러환율간의재정환율인원 / 엔환율은큰변동이없이일정한수준을유지하게된다. 과연그러한지를확인하기위해 < 그림 9> 에서는원 / 엔환율을정리하였다. 예상한바와같이외환위기이전에원 / 엔환율은일정수준을중심으로변동하기보다는 1995 년말을기점으로그이전에는상승세를그이후에는하락세를지속하였다. 그러나외환위기이후부터원 / 엔환율은외환위기이전의모습에서벗어나특별한추세를보이지않고일정수준에서크게벗어나지않은범위안에서움직이고있다. 20) 외환위기를전후한원 / 달러환율과엔 / 달러환율간의상관관계에대해서는정재식 장영민 (2000) 에보다자세하게나와있다.
56 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 < 그림 9> 원 / 엔환율의추이 16 ( 단위 : 원 / 엔 ) 14 12 10 8 6 4 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 주 : 월말종가기준자료 : Bloomberg 2. 원 엔동조화 vs. 탈동조화 이와같이외환위기이후에원 엔간동조화가심화되었음에도불구하고원 엔동조화가장기간지속되는국내외환시장의구조적현상인가에대해서는이견이있을수있다. 이는외환위기이후에원 / 달러환율과엔 / 달러환율간에상관관계가높아진것이사실이나두변수간의탈동조화현상도종종나타나고있기때문이다. 원 엔간탈동조화조짐은특히 2004년이후에두드러지게나타나고있는데, 원 / 엔환율은 2004년 1월을정점으로점진적인하락세를시현하고있다. 외환위기이후에원화와엔화사이에동조화와탈동조화가반복되고있음을보다자세히보이기위해본연구에서는다음의두가지회귀모형을추정하였다.
Ⅳ. 원 엔동조화, 구조적현상인가? 57 $ $ (1) $ $ (2) $ $ 식 (1) 에서 와 는각각 기에관찰되는원 / 달러환율과엔 / 달러환율에자연로그를취한값이며 는 1차차분이고 는잔차항이다. 본연구의표본기간중에원 / 달러환율과엔 / 달러환율이밀접한正 (+) 의상관관계를보인다면식 (1) 에서 는 1에가까운값을보일것이다. 그러나원 / 달러환율과엔 / 달러환율이서로상반된모습을보이거나상관관계가높지않을경우 는음의값을갖거나 0에가까운값을가질것이다. 식 (2) 는 Frankel and Wei(1994) 가제시한회귀방정식으로,, $ 는각각 기에관찰되는원 / 유로, 엔 / 유로, 달러 / 유로환율에자연로그를취한값이며 는잔차항을나타낸다. 식 (2) 에서는원화에대한외국통화의영향력을추정하기위해유로화를기준통화로사용하였다. 만약원화가엔화에연동되어움직일경우 는 1에가까운값을가질것이며그렇지않을경우 0에가까운값을갖는다. 이에반해원화가달러화에의해지배되어움직일경우 $ 는 1에근사한값을, 그렇지않으면 0에근사한값을갖는다. 한편식 (1) 에서 는원 / 달러환율과달러 / 유로환율의재정환율을, 는엔 / 달러환율과달러 / 유로환율의재정환율을사용하였다. < 표 12> 는 2001 년 7월 1일과 2005 년 6월 3일기간에추정된, 및 $ 의일별시계열자료에대한기초통계량을정리한것이다., 및 $ 의일별시계열자료를구하기위해본연구에서는 ( 주 ) 델톤에서제공하는원 / 달러, 엔 / 달러, 달러 / 유로환율의 2분시세가격을이용하였다. 21)22) 먼저 의추정치인 21) www.delton.co.kr 참조. 식 (1) 과 (2) 의추정을위해본연구에서는원 / 달러, 엔 / 달러, 달러 / 유로환율의달러화매수호가를이용하였다. 이는 ( 주 ) 델톤의자료중원 / 달러환율의경우매수호가와매도호가가모두존재하지만엔 / 달러와달러 / 유로환율의경우매수호가만존재하기때문이다.
58 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 에따르면원 / 달러환율과엔 / 달러환율간에는기대한만큼의높은수준은아니지만어느정도正 (+) 의상관관계가존재하는것으로나타났다. 가기대한만큼높지않은것은 의추정치 ( ) 와 $ 의추정치 ( $ ) 에대한기초통계량을통해설명할수있다. 이에따르면원화에대한달러화의영향력을나타내는 $ 가원화에대한엔화의영향력을나타내는 을크게상회하고있다. 이는원화가엔화보다는달러화에의해더많은영향을받고있음을의미한다. 그럼에도불구하고 의크기를보면원화에대한엔화의영향력도무시할수없는수준이라고할수있다. < 그림 10> 에서는 와 의일별시계열자료를제시하였다. 이에따르면 와 가서로비슷한움직임을보이고있음을알수있다. 즉, 와 모두그크기가큰기간과낮은기간이일정한시간을갖고반복되고있다는것이다. 이는앞에서언급한바와같이원 엔동조화가지속성을갖고유지되기는하나어느정도시간이흐르면탈동조화조짐이일어나는현상이반복되고있음을의미한다. < 표 12>,, $ 의기초통계량 $ 평 균 0.157 0.149 0.810 중간값 0.136 0.130 0.829 표준편차 0.136 0.131 0.173 최고치 0.979 0.866 1.640 최저치 -0.158-0.118-0.312 22) < 표 12> 의기초통계량은다음과같이작성되었다. 2 분자료를이용하여식 (1) 과 (2) 를추정함으로써매일매일의추정치를구하고이를통해얻은총 961 개의추정치에대한평균, 중간값, 표준편차등을구하였다.
Ⅳ. 원 엔동조화, 구조적현상인가? 59 < 그림 10> 원화에대한엔화의영향력 (a) 의일별시계열자료 1.2 1 0.8 0.6 0.4 0.2 0-0.2-0.4 01/6 01/12 02/6 02/12 03/6 03/12 04/6 04/12 1 (b) 의일별시계열자료 0.8 0.6 0.4 0.2 0-0.2 01/6 01/12 02/6 02/12 03/6 03/12 04/6 04/12
60 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 < 표 13> 은 와 가유의성이있는경우와유의성이없는경우를구분하여정리한것이다. 또는 가유의적인수준에서양의값을갖는다는것은그만큼원화가엔화에의해영향을받는다는것을의미하므로이경우원 엔동조화가발생하였다고해석할수있다. 이에반해 또는 가유의적이지않거나음의값을가지면엔화가원화에영향을미치지못하거나負 (-) 의영향을미친다는것을의미하기때문에이경우에는원 엔탈동조화가발생하였다고해석할수있다. 이와같은기준을근거로할때 의경우 2001년 7월 1일~2005년 6월 3일사이에원 엔동조화는전체표본일 (961 영업일 ) 의 72% 인 692일에서발견되었으며나머지 28% 인 269일에는원 엔탈동조화가발견되었다. 의경우에도원 엔동조화가발견된기간은 644일로전체표본일의 67% 를차지하였으며원 엔탈동조화가발견된기간은전체표본일의 33% 인 317 일인것으로나타났다. < 표 13> 원 엔동조화와탈동조화의빈도수 ( 단위 : 영업일, %) 빈도수비중빈도수비중 유의적 644 67.0 692 72.0 비유의적 317 33.0 269 28.0 주 : 1) 비중은총영업일 (961 일 ) 대비비중임. 2) 비유의적은계수가음의값을갖는경우도포함하였음.
Ⅳ. 원 엔동조화, 구조적현상인가? 61 3. 최근원 / 엔환율급락에대한정책시사점 이상에서살펴본바와같이외환위기이후의원 엔동조화는우리나라외환시장의새로운구조적인변화라고보기에는다소무리가있다고본다. 23) 이러한가운데최근들어원 엔간탈동조화가너무과도하게진행되는것이아닌가하는우려가증폭되고있다. 2005년 10월중만하더라도 1엔당 10원대에머물러있던원 / 엔환율이불과 2개월만인 12월중에 1엔당 8원대로떨어졌기때문이다. 이에따라일각에서는원 / 엔환율의급락을제지하기위해외환당국이시장에개입해야만한다는지적이나오고있다. 본장과제Ⅱ장의실증분석결과를감안할때원 / 엔환율급락에대한외환당국의시장개입에대해서는신중하게접근할필요가있다고본다. 본장에서는외환위기이후에원화와엔화간에는어느정도의시간을갖고동조화와탈동조화가반복되고있음을보았다. 이는최근의원 엔탈동조화가일시적인현상일가능성이높으며원 / 엔환율이언제든지다시 10원대로복귀할수있음을시사한다. 또한제Ⅱ장에서확인하였듯이원 / 엔환율의급락을저지하기위해외환당국이구두개입에나설경우오히려외환시장의불안정성만을높이는결과를초래할수있다. 물론외환당국이실제개입을통해원 / 엔환율의급락을저지하고나선다면구두개입에비해의도한효과를거둘가능성이높다. 그러나원 / 엔시장이거의작동하지않는상황에서우리나라 23) 이에대해서는반론이있을수있다. 유의적인 와 의비중이각각 67% 와 72% 의높은수준을기록하였다는점그자체로분명원 엔동조화가있다고주장할수있기때문이다. 그런데본장에서는원 엔동조화를부인하지않는다. 하지만원 엔동조화가구조적현상이라고주장할수있을만큼장기간지속되지는않았다는것이다. 다시말해서, 외환위기이후의원 엔동조화는특정시기에나타났다가일정기간이지나면사라지는일시적인성격을가지고있다는것이다. 다만이와같이일시적인성격을가지고있는원 엔동조화가외환위기이전에비해외환위기이후에보다빈번하게나타나고있을것으로추측된다.
62 외환시장의구조변화와제도개편에대한소고 외환당국이실제개입을통해원 / 엔환율의급락을막는방법으로는달러화매수를통한원화절상억제가유일하다. 이경우공격적인시장개입에따른여러부작용, 즉외환보유액증대에따른관리비용문제, 외평기금고갈등최근논란이되었던이슈들이또다시불거져나올가능성을배제할수없다. 이러한측면에서최근의원 / 엔환율급락에대해서는시장개입을통해대처하기보다는원 / 엔환율급락을초래한원인을찾아내고이를치유하는근본적인대책마련이보다바람직한접근방법이라고할수있다. 과거에는원 엔동조화의원인으로무역수지등과같은거시적요인이주로거론되었다. 즉, 우리나라제품과일본제품이해외시장에서서로경합하는과정에서엔화절하는우리나라의무역수지적자로이어질가능성이높으며, 이로인해미래의원화절하를예상한외환시장참여자들이오늘달러화매수에나섬으로써원화가치가엔화가치와함께동반하락한다는것이다. 그러나한 일양국간수출경합도만을가지고외환위기이후의원 엔동조화또는탈동조화를설명하는것은역부족이다. 한 일간수출경합도가성격상오랜기간에걸쳐서서히변할가능성이높은반면에외환위기이후에원화와엔화간에는동조화와탈동조화가자주반복되고있기때문이다. 따라서거시적접근보다는매매주문, 시장의기대등의미시적접근을통해원 엔동조화또는탈동조화의원인을분석하고그에따른대응방안을모색하는것이필요하다고하겠다.