학술연구용역보고서 국내 자본시장과 외환시장간 연계성 증가의 파급효과 분석 2009. 10. 30
제 출 문 금융위원회 위원장 귀하 본 보고서를 국내 자본시장과 외환시장 연계성 증가의 파급효과 분석 의 최종 보고서로 제출합니다. 2009. 10. 30 <연구책임자> 이인형 (자본시장연구원 연구위원) <연 구 진> 김민석 (자본시장연구원 연구위원) 김한수 (자본시장연구원 연구위원) 빈기범 (자본시장연구원 연구위원) 송치영 (국민대학교 교수)
목 차 Executive Summary ix Ⅰ. 서론 1 1. 연구 목적 1 2. 연구의 체계 및 범위 1 II. 자본시장과 외환시장 연계성 3 1. 개요 3 2. 외화자금시장을 통한 연계성 12 3. 외국인 주식투자와 외환시장 연계성 26 4. 외국인 장외 채권투자와 외환시장 연계성 38 5. 외국인 채권투자와 스왑베이시스 변동성과의 관계 46 III. 최근의 원/달러 환율 변동 56 1. 국면별 원/달러 환율 움직임 56 2. 원/달러 환율의 통계적 특성 58 3. 각국 통화들과의 비교 61 IV. 환율 변동의 원인 69 1. 글로벌 금융위기 69 2. 국내 스왑시장 불균형 모형 81 3. 국내 외환시장 미시구조 변화 84 4. 원/달러 환율 변동 모형 91 - i -
V. 포트폴리오 투자를 감안한 적정 외환보유고 추정 95 1. 외환보유고의 정의 및 보유 동기 95 2. 적정 외환보유고 접근방법 101 3. 국내 적정 외환보유고의 추정 111 4. 시사점 120 VI. 호주의 경험 121 1. 호주의 외환자유화 정책 121 참고문헌 135 - ii -
표 목 차 <표 II-1> 자본시장과 은행의 순대외 포지션 비교 6 <표 II-2> 주요 국제투자은행들의 2006년 원화환율 전망 9 <표 II-3> 국가별 외은 자산 부채 추이 11 <표 II-4> 외환스왑시장 불균형의 통계적 특성 21 <표 II-5> 외환스왑시장의 단위근 및 공적분 검증(전체기간) 23 <표 II-6> 외환스왑시장의 단위근 및 공적분 검증(금융위기 전) 23 <표 II-7> 외환스왑시장 오차수정모형 추정 25 <표 II-8> 외국인 주식투자의 원/달러 환율 증감율 방정식 추정 결과 32 <표 II-9> 연도별 원/달러 환율 증감율 방정식 추정 결과 34 <표 II-10> 외국인 주식투자와 원/달러 환율 변동성 방정식 추정 결과 36 <표 II-11> 연도별 원/달러 환율 변동성 방정식 추정 결과 37 <표 II-12> 외국인 장외 채권투자의 원/달러 환율 증감율 방정식 추 정 결과 43 <표 II-13> 외국인 장외 채권투자와 원/달러 환율 변동성 방정식 추 정 결과 45 <표 II-14> 베이시스 확대와 외국인 통안채 거래 금액 및 방향 55 <표 III-1> 원/달러 환율 변화율의 GARCH(1,1) 모형 추정 결과 60 <표 III-2> 각국 통화의 거래 비중 61 <표 III-3> 거래상대방별 거래 비중 추이 63 <표 IV-1> 대외 지급여력 및 은행 건전성의 국가별 비교 73 <표 IV-2> 국제 상업은행들의 부도 전이 확률 75 <표 IV-3> 한국 기업과 정부간 CDS 스프레드 75 <표 IV-4> 스왑시장 불균형 GARCH(1,1) 모형 추정 결과 84 <표 IV-5> 호가 스프레드 결정식 추정 결과 91 - iii -
<표 IV-6> 원/달러 환율 EGARCH(1,1) 추정 결과 94 <표 V-1> 주요국의 외환보유액 99 <표 V-2> 외환보유고 자산 구성 100 <표 V-3> 우리나라 외환보유고 수요 추정 결과 113 <표 V-4> 외환보유고 수요 결정식 추정 결과 116 <표 V-5> 수요 추정식에 근거한 적정 외환보유고 117 <표 V-6> 벤치마크 접근법에 의한 적정 외환보유고 추정 119 <표 VI-1> 호주의 환율 및 자본거래 제도 변화 124 <표 VI-2> 호주의 환율제도와 환율 변동 비교 127 <표 VI-3> 호주 유로달러 채권 주요 발행기관 129 <표 VI-4> 2008년 4분기 투자수지 구성 132 - iv -
그 림 목 차 <그림 II-1> 자본시장과 외환시장의 연계 4 <그림 II-2> 주요국 금리 추이 5 <그림 II-3> 비거주자 주식/채권 비중과 이자율-환율 상관관계 7 <그림 II-4> 외환스왑 메커니즘 13 <그림 II-5> 통화스왑 메커니즘 15 <그림 II-6> 외환스왑시장 불균형 추이 16 <그림 II-7> 국내외 금리차 및 스왑레이트 추이 17 <그림 II-8> 외환스왑시장 내재 달러조달비용 추이 19 <그림 II-9> 외환스왑시장 불균형 분포 20 <그림 II-10> 외국인 자본시장 및 주식시장 순매도 28 <그림 II-11> 일일 달러 거래량 및 원/달러 환율 29 <그림 II-12> 외국인 주식시장 순매도와 원/달러 환율 증감률 30 <그림 II-13> 외국인 KRX 주식시장 순매도와 장외 채권시장 순매도 월별 추이 39 <그림 II-14> 외국인 장외 채권시장 및 자본시장 순매도 40 <그림 II-15> 월별 달러 거래대금 및 원/달러 환율 41 <그림 II-16> 외국인 장외 채권시장 순매도와 원/달러 환율 42 <그림 II-17> 리스크프리미엄의 중가와 베이시스 확대 47 <그림 II-18> 베이시스 확대와 외국인 채권순매수 48 <그림 II-19> 베이시스 확대와 변동성 증감 49 <그림 II-20> 외국인 채권순매수와 스왑베이시스 변동성 50 <그림 II-21> 베이시스 확대와 외국인 통안채 순매수 51 <그림 II-22> 외국인 통안채 순매수와 베이시스 변동성 52 <그림 II-23> 베이시스 확대와 외국인 국채 순매수 53 - v -
<그림 II-24> 외국인 국채 순매수와 베이시스 변동성 54 <그림 III-1> 원/달러 환율과 변동성 추이 56 <그림 III-2> 원/달러 환율과 거래량 추이 58 <그림 III-3> 원/달러 일별 거래량 및 호가 스프레드 추이 59 <그림 III-4> 원/달러 환율 일일 증감률 히스토그램 60 <그림 III-5> 각국 GDP 대비 통화의 국제거래 비중 62 <그림 III-6> 각국의 환율 변동성 변화 비교 64 <그림 III-7> 각국 환율 변화율 분포의 첨도 비교 65 <그림 III-8> 각국 통화의 절하율과 임팩트 비교 66 <그림 III-9> 거래비중과 외환시장 충격 관계 비교 67 <그림 IV-1> LIBOR-OIS 스프레드 추이 72 <그림 IV-2> Asset Swap Spread와 CDS 프리미엄 77 <그림 IV-3> 한국물 CDS 프리미엄과 Asset Swap Spread 추이 78 <그림 IV-4> 스왑베이시스의 확대 추이 81 <그림 IV-5> 호가 스프레드와 환율 추이 88 <그림 IV-6> 호가 스프레드와 변동성 및 거래량 추이 89 <그림 IV-7> 스프레드 금액 추이 90 <그림 V-1> 원/달러 외환시장 개입 빈도추이 98 <그림 VI-1> 호주 달러 환율 추이 122 <그림 VI-2> 환율 변동성 추이 125 <그림 VI-3> 이자율 변동성 추이 125 <그림 VI-4> 호주 중앙은행 일평균 외환 거래량 추이 126 <그림 VI-5> 호주 외환시장 일평균 거래량 추이 128 <그림 VI-6> 호주 유로달러 채권발행 추이 129 <그림 VI-7> 현물환 거래량 증가율 131 <그림 VI-8> 선물환 거래량 증가율 131 - vi -
<그림 VI-9> 외환스왑 거래량 증가율 131 <그림 VI-10> 전체 거래량 증가율 131 <그림 VI-11> 투자수이 추이 132 <그림 VI-12> 포트폴리오 투자수지 추이 132 <그림 VI-13> 파생상품 투자수지 추이 132 <그림 VI-14> 기타 투자수지 추이 132 <그림 VI-15> 직접 투자수지 추이 133 <그림 VI-16> 호주 기타 투자수지 구성 133 - vii -
약 어 표 ABCP ABS BIS CD CDS CIP CMI CRS EBS ECB IIP IMF IRS IV KIKO KRX LaR LIBOR MBS MSCI NDF OIS OLS PE SIVs TAF TWI VaR Asset Backed Commercial Paper Asset Backed Securities Bank for International Settlements Certificate of Deposit Credit Default Swap Covered Interest Parity Chiang Mai Initiative Currency Swap Electronic Broking Service European Cetral Bank International Investment Position International Monetary Fund Interest Rate Swap Instrumental Variable Kick-In Knock-Out Korea Exchange Liquidity at Risk London Inter-Bank Offered Rates Mortgage Backed Securities Morgan Stanley Capital International Non-Deliverable Forward Overnight Index Swap Ordinary Least Squares Private Equity Structured Investment Vehicles Term Auction Facility Trade-Weighted Index Value at Risk - viii -
Executive Summary 1. 연구 목적 연구의 목적 및 체계 2008년 하반기와 2009년 초에 걸쳐 진행된 국내 외환시장의 달러 수요 압력과 그에 따른 원/달러 환율의 급격한 절하 및 변동폭 확 대에 대한 배경을 이해하고 정책적 함의를 도출 국내 외환시장과 국내외 외화자금시장의 연계 원리 파악 및 채권 시장과 주식시장의 대 외환시장 압력에 대한 실증 분석 금융위기 기간의 원/달러 환율 변동의 특징과 각국 통화들의 경험 과 비교 환율 상승 압력과 변동폭 확대의 원인을 규명하기 위해 국내 통화 및 외환스왑시장의 불균형 확대와 외환시장의 미시구조 특성을 중 심으로 실증 분석 외국인 포트폴리오 투자를 감안한 적정 외환보유고에 대한 추정 호주의 외환제도 및 최근의 경험을 바탕으로 시사점 도출 외환시장 안정화를 위한 정책적 함의 도출 2. Fact Finding 국가 간 자본이동의 통로인 외화자금시장, 주식 및 채권시장과 외환시장간의 연계성은 자본시장의 대외 개방 정도와 구조에 따 라 상이하게 나타남 한국의 경우는 채권시장보다는 주식시장과 은행권 외화자금시장을 - ix -
통한 해외 자금의 유입이 더 두드러졌으나, 최근에는 스왑시장 불 균형 압력에 의한 차익 거래 기반의 채권거래 관련 외화 유입이 증가하고 있음 자본시장의 개방도가 높고 자국 자본시장의 대외 개방 구조에 있 어 주식시장보다 채권시장의 비중이 상대적으로 더 높은 국가들은 국내 금리가 높을수록 자국 환율의 절상이 진행됨 한국의 경우는 채권시장보다 주식시장의 유출입이 더 많은 관계로 국내 고금리가 원/달러 환율의 절상과 연계되어 있지 않음 한국의 경우 국내 외환 통화 스왑의 불균형 압력에 따른 은행권의 외화표시 부채의 증가가 두드러진 것이 특징임 이머징 마켓에 대한 글로벌 은행들의 순자산 규모 중 한국의 규 모가 가장 컸음 2006년 중반부터 형성된 원화 절상에 대한 기대가 시장을 지배하 면서 대규모 선물환 매도와 이들 포지션을 스퀘어 하기 위한 은행 권들의 국제 자금시장에서의 외화차입이 주된 원인임 국내 외화자금시장에서 공급을 담당하는 외국환 금융기관들 중 외 은지점들의 비중이 높은 상태에서 서브프라임 위기에 따른 글로벌 은행시스템의 위기가 국내에 그대로 전달됨 국내 외환 통화스왑시장은 은행들의 외환포지션관리 및 외화조달 을 담당하는 중요한 시장이기 때문에 스왑시장의 효율성과 안정 성에 대한 검증이 중요함 국내 외환스왑시장은 2007년 중반 국제 금융위기가 가시화된 시점 부터 지속적으로 양의 방향으로 불균형이 확대되었음 양의 방향 불균형 확대는 국내 외화자금시장에서 달러에 대한 수 요 압력을 의미하며 국내외 자금조달 비용을 감안했을 경우 차익 거래의 기회가 발생함을 의미함 - x -
스왑시장이 안정적이고 효율적일 경우에는 이러한 차익거래 기회 가 빠르게 소진되어 외환시장의 안정에 기여함 금융위기 이전인 2000년 이후 2006년까지는 스왑시장의 불균형이 빠른 속도로 소진되었으나, 금융위기 기간을 포함하여 분석할 경우 에는 괴리가 지속적으로 확대되는 불안정한 모습을 보임 스왑시장에서 위험 프리미엄의 지속적 확대가 이에 대한 주원인으 로 추정됨 통화 스왑베이시스의 확대와 외국인 채권 순매수와는 일정한 관 계를 보임 베이시스 확대에 따른 차익거래 성격의 채권순매수가 증가하나 일 정폭 이상의 지속적 확대는 채권순매수 감소 및 채권순매도의 증 가로 나타남 스왑베이시스의 확대는 외화자금시장의 국내외 리스크 프리미엄을 반영하므로 베이시스 변동성의 확대로 이어짐 일정폭 내에서의 베이시스 확대와 베이시스 변동성 확대는 외국인 의 채권 순매수를 증가시켜 베이시스와 베이시스 변동성의 축소에 기여함 그러나 일정폭을 벗어나는 베이시스 확대는 외국인 순매수의 축 소 및 순매도의 증가로 나타나고 베이시스 변동성 확대와 연계됨 2006년 이후 기간을 대상으로 일별 자료를 이용하여 분석한 결 과, 외국인 주식투자 행태가 원/달러 환율의 움직임 또는 변동성 에 미치는 유의한 영향력은 없다고 판단됨 외환시장에서 원/달러 평균 일일 거래규모는 약 7~8조원에 이르는 데 비해 외국인 주식시장 순매도 또는 KRX 순매도의 스케일은 매 우 미미한 편임 IV 추정법을 이용한 실증 분석 결과, 외국인 주식시장 순매도가 원 - xi -
/달러 환율에 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타남 현상적으로는 외국인 주식시장 순매도와 원/달러 환율간의 양(+) 의 유의한 상관관계가 나타나지만, 이러한 상관관계가 반드시 인 과관계를 담보하는 것은 아님 외국인 주식시장 순매도가 원/달러 환율 변동성에 미치는 유의한 영향은 없는 것으로 나타남 2006년 이후 기간을 대상으로 월별 자료를 이용하여 분석한 결 과, 외국인 채권투자 행태가 원/달러 환율의 움직임 또는 변동성 에 미치는 유의한 영향력은 없는 것으로 나타남 원화의 급격한 절하와 변동폭의 확대를 이해하기 위해 원/달러 외 환시장의 상대적 유동성과 원/달러 환율 변동의 통계적 특징을 살 펴봄 한국 원화의 경우 경제 규모를 감안했을 경우 상대적으로 거래량 이 적은 통화군에 속하고, 환율의 변동이 발생 빈도는 낮으나 극단 값들에 의해 좌우되는 경향이 큼 최근 금융위기에서도 절하폭과 변동폭 확대 측면에서 비교 대상국 중 가장 큰 반응을 보인 통화임 환율이 극단값들에 의해 좌우될 경우 거래량도 동반하여 급감하는 이른바 유동성 함몰(liquidity black hole) 현상도 발생함 수요추정식에 근거한 외환보유고 설명모형에 따르면 단기외채와 외국인 포트폴리오 투자로 인한 외화 유입은 한국은행의 외환보 유액을 증가시키는 것으로 나타나고, 국내외 금리차인 기회비용 의 증가는 외환보유액을 감소시키는 것으로 나타남 - xii -
즉, 중앙은행의 외환보유 목적이 원/달러 환율의 안정화이든 아니 면 대외부채증가에 대비한 유동성 확보의 일환이든 간에 외환보유 액은 이미 외채, 그리고 외국인 포트폴리오 투자와 연계되어 움직 이고 있음 또한 이를 통해 외국인 주식 및 채권 투자가 환율과 유의미한 움 직임을 보이지 않는 현상을 설명할 수 있음(중앙은행의 개입이 없 을 경우 원/달러 환율은 외채 및 포트폴리오 관련 외화유입으로 절상되었을 것임) 3. 인과관계 검증 이러한 원/달러 환율 움직임을 설명하는 첫 번째 요소로 외화자 금시장인 외환 통화스왑시장에서의 지속적인 불균형 확대를 꼽을 수 있음 국내 외환 통화스왑시장의 달러자금 수요의 지속적 확대는 국제 단 기자금시장의 경색으로 촉발되었으나, 2009년 초반에 지속된 외환 시장의 불안은 국제 자본시장에서 이머징 마켓에 대한 위험회피 성향의 지속 및 확대에 따른 낙인효과가 강하게 작용함 한국물에 대한 CDS 프리미엄의 상승은 이머징 마켓에 대한 전반 적인 위험회피 성향이 높아지는 가운데 이머징 마켓으로 인식되고 있는 한국에 대한 외국은행들의 exposure가 가장 높았기 때문임 CDS 프리미엄의 상승은 달러 차입 비용의 확대와 함께 국내 스왑 시장의 불균형을 확대시킨 주요 원인 중 하나임 궁극적으로 미국 및 중국, 일본과의 통화스왑은 스왑시장의 안정화 에 기여하였음 원/달러 환율 움직임을 설명하는 두 번째 요소로 국내 외환시장 의 미시구조 변화를 주목할 필요가 있음 외환시장의 변동성 확대와 유동성 함몰은 시장미시구조에 변화를 - xiii -
가져와 호가 스프레드의 급격한 확대를 초래하고 환율 변동을 재 확대하여 외환시장의 변동성을 키우는 역할을 함 국내 외환시장에서 급격한 환율 절하가 진행되는 동안 거래량이 평소의 30% 수준으로 급감하는 유동성 함몰 현상이 발생하고 이는 소수 딜러들의 시장 지배력 확대를 가져와 호가 스프레드의 급격 한 확대를 초래함 2007년 하반기부터 호가 스프레드 베이시스와 거래량을 감안한 스 프레드 금액이 오히려 추세적으로 상승하였음 외화수요 압력과 미시구조상의 호가 스프레드를 갖고 원/달러 환 율의 일별 변화율과 변동성을 설명하는 모형을 실증 분석한 결과 두 변수 모두 환율의 절하와 변동성 확대를 유의미하게 설명하고 있음 한국과 유사한 규모의 자본시장을 가진 호주의 경우 캐리 트레이 드 청산(unwind)에 따라 통화가치가 크게 평가 절하되었으나, 한 국과는 대조적으로 자본유입과 외환시장 거래량 증가가 동반 2008년 4분기 호주 달러 외환시장 전체 일평균 거래규모는 전년 동기 대비 2% 증가했으나, 한국은 23% 감소 외화자금 수급에 영향을 주는 투자수지 역시 호주는 2008년 4분기 62억 달러 흑자였으나, 한국은 425억 달러 적자를 기록 그 결과 호주 달러 환율의 변동성 확대와 낮은 외환보유고(330억 달러)에도 불구하고 한국과는 달리 외환시장 유동성 함몰이나 외 화유동성 위기는 부각되지 않음 2008년 4분기 호주의 외환보유고와 해외투자자산의 합계는 2,925 억 달러로 한국의 2,766억 달러에 비해 높은 수준 또한 이 기간 호주의 해외 자산은 매각 등으로 인해 전기 대비 - xiv -
720억 달러 감소했으나, 외환보유고는 오히려 41억 달러 증가 반면 한국의 해외 자산과 외환보유고는 각각 329억 달러와 385억 달러 감소하면서 외화 유동성 위기에 대한 국내외 우려가 고조 이러한 호주의 위기 극복은 호주 달러의 국제통화 지위와 매각 가능한 해외자산 규모에도 일부 기인하나, 은행들의 외화유동성 문제가 상대적으로 크지 않았다는 점은 참고할만한 부분임 4. 시사점 글로벌 금융위기로 대부분의 국가들이 자국 통화의 대미 달러 환 율절하를 경험함 한국의 경우는 한국 금융회사들의 높은 해외 금융기관간 자금조달 (wholesale funding) 의존도로 인해 글로벌 신용 경색의 여파가 여 타 국들보다 증폭되어 나타남 해외 wholesale funding의 높은 의존도는 국내 외화자금시장의 효율성과 안정성 확보가 매우 중요함을 의미함 금융위기 이전에는 외화자금시장이 효율성과 안정성 측면에서 큰 문제가 없었으나, 글로벌 금융위기 발생 시 국내 외화자금시장에서 중추적 역할을 하는 외은지점들 자체의 부도 위험이 국내 외화자 금시장에 전이되어 안정성을 위협하는 요소가 됨 따라서 국내 은행들에 적용되는 외화유동성비율, 갭비율, 중장기비 율의 3대 지표를 외은지점에게도 공히 적용하여 국내 외화자금시 장의 건전성 감독을 강화해야 함 유동성 비율 규제의 경우 국내외화자금시장에서의 외화 공급과 수 요에 의해 일시적으로 지켜질 수 있기 때문에 궁극적으로는 외은 지점을 포함한 외국환 기관들의 대외부채 및 대외자산간 일정 비 율을 규제하는 외화건전성 규제를 통한 총액 규제를 검토해야 함 - xv -
자본시장 측면에서는 외국인 주식 및 채권의 순매도 압력이 원/ 달러 환율 및 환율 움직임의 변동성에 유의미한 영향을 행사하지 는 않은 것으로 추정됨 2006년 1월~2009년 7월 사이의 데이터를 기반으로 살펴본 평균적 인 결과임 최근 글로벌 금융위기 기간에 다른 양상이 나타날 수도 있으므로 2007년, 2008년, 2009년 각 연도에 대해서도 개별적으로 분석하였 으나, 2009년을 제외하고는 외국인들이 KRX 상품 순매도 압력이 외환시장에 영향을 미치지 않은 것으로 파악됨 2009년의 경우에도 경제적인 의미를 갖기에는 매우 작은 영향력을 보 이고 있음 다만 한국 자본시장은 채권시장보다는 주식시장의 대외 노출이 더 높은 구조로 외국 자본 중 중장기적인 주식 포트폴리오 투자를 하 는 안정적인 자금 유입을 유도할 필요는 있음 한국의 MSCI 선진국 지수 편입을 통해 국내 자본시장 안정화 효과를 꾀할 필요가 있음 원/달러 외환시장의 깊이와 폭은 글로벌 시장에서 24시간 거래되 는 국제 통화가 아니기 때문에 제한적임 원/달러 현물시장이 국내 로컬시장으로 국한되어 있는 반면 한국 경제는 높은 대외의존도(수출+수입 비중이 GDP의 70%)를 보이고 있음 국내 경제에 영향을 미치는 대내외 경제 변수들에 대한 정보는 글 로벌하게 생성되는 반면, 이러한 정보가 환율에 반영되는 시장은 로컬시장임 외부 충격 시 거래량이 급감하고 환율이 급변하게 되어 시장 안정 성을 훼손하게 되는 취약성의 원인임 원화의 국제태환성 제약으로 인해 현물환의 글로벌 통화로의 거래 가 제한 받음 - xvi -
중장기적으로 원화국제화에 대한 적극적 노력이 요구됨 원/달러 환율이 극단값들에 의해 좌우되는 취약한 시장구조는 정 규분포를 가정하고 구조화되는 외환 파생상품의 안정성에 문제를 내포하게 됨 원/달러 환율 변화율 분포의 첨도가 매우 높음 KIKO와 같은 옵션부 외환 파생상품의 pricing과 위험관리가 왜곡 될 수 있고, 그러한 위험이 현실화된 바 있음 적정 외환보유액 추정은 다음과 같은 점을 고려해야 함 한국은행은 이미 외채유입 및 포트폴리오 관련 외화유입에 의한 환율절상 압력을 완화하기 위해 지속적으로 시장에서 달러를 흡수 한 것으로 추정됨 따라서 지금의 외환보유액은 이미 자본거래 성격의 외화유출입에 대비한 규모로 파악할 수 있음 더 이상의 추가 외환보유액 증가는 대미 관계에서 정치적으로 부 담이 될 뿐만 아니라 한국은행의 재정 건전성 악화를 초래함 외화보유액 증액을 통한 외환시장 안정화 방법보다는 외화자금 거 래와 관련된 금융회사들의 외화건전성 규제가 비용 대비 뿐만 아 니라 실질적으로 더 효과적일 수 있음 미국과의 통화스왑이 궁극적으로는 외환시장 안정화에 결정적인 영향을 끼쳤듯이 Chiang Mai Initiative(CMI)와 같은 역내 통화스 왑의 확대를 적극 도모해야함 - xvii -
I. 서론 1. 연구 목적 2008년 하반기와 2009년 초에 걸쳐 진행된 국내 외환시장의 달러 화 수요 압력과 그에 따른 원/달러 환율의 급격한 절하 및 변동 폭 확대에 대한 배경을 이해하고 정책적 함의를 도출 외화자금시장에서의 달러화 수요 압력, 즉 외환 통화스왑시장의 불 균형 확대가 원/달러 환율의 변동을 유의미하게 설명함 외화자금시장에서의 달러화 수요 압력은 글로벌 투자자들의 위험 회피도 증가에 따른 이머징 마켓으로부터의 이탈로 가중됨 자본시장과 외환시장간 연계성은 이자율 평형조건 차익거래 투자 와 주식시장의 순매수 투자로 이루어지나 환율에 대한 영향력은 유의미하지 않음 외환시장의 미시구조를 바탕으로 살펴본 결과 국내 외환시장은 대 내외 충격 시 극단적으로 움직이는 경향이 높으며, 이는 국내 외환 시장의 깊이와 폭이 제한되어 있음을 의미함 은행들의 대고객 호가 스프레드를 바탕으로 분석한 결과, 유동성 함몰과 함께 발생한 스프레드의 급격한 확대가 환율의 변동성을 유의미하게 설명하는 것으로 나타남 2. 연구의 체계 및 범위 외화자금시장의 수급을 담당하는 외환 통화스왑시장의 안정성과 효율성을 검증하여 외화자금 수요 압력이 효율적으로 해소되는지 를 살펴봄 - 1 -
외환 통화스왑시장의 불균형 확대를 설명하는 모형을 실증 분석하 여 원활한 외화자금의 수급을 방해하는 요인에 대한 이해를 높임 한국 외환시장의 미시구조를 분석하여 유동성 위기 시 시장 호가 스프레드의 변화 양상을 살펴봄 외화자금시장의 수요 압력과 외환시장의 미시구조 특성을 설명 변수로 설정한 환율 변동 모형을 가지고 유동성 위기 시 원/달러 환율의 변동을 설명함 - 2 -
II. 자본시장과 외환시장 연계성 1. 개요 가. 금리차, 투자자 위험선호도 및 외환시장의 관계 외환시장은 국내외 경상거래 및 자본거래의 향방에 따라 수급여 건이 영향을 받고 궁극적으로 환율이 결정됨 외환시장에서의 외환수급은 경상거래의 결과 및 경상거래를 뒷받 침하는 외화자금시장에서의 무역신용 도입과 공여 및 차입과 대출 에 의해 영향을 받음 또한 외환시장에서의 외한수급은 국내외 금리차, 기대수익률 변화 및 투자자들의 위험 선호도에 따른 국제간 자본이동의 결과로부터 영향을 받음 국내 자본시장의 국제통합이 진전될수록 환율에 대한 자본거래의 영향력은 경상거래의 영향력보다 커짐 자본거래를 결정짓는 국제 포트폴리오의 변동은 투자자들의 기대 수익과 위험 전망에 따라, 그리고 투자자가 인지하는 위험 선호도 (risk appetite)의 변화에 따라 결정됨 기대수익에 가장 큰 영향력을 행사하는 변수는 양국 간 금리차 임 <그림 II-1>에서와 같이 국내 금리가 상대적으로 높을 경우 다른 조건이 불변인 한 국내 채권에 대한 비중 확대 및 이에 따른 외화 유입이 외환시장에서는 원화절상 압력으로 작용(커버되지 않은 이 자율 평형조건, carry trade) 국내 금리가 상대적으로 올라갈 경우 주식의 경우는 기대수익률 - 3 -
하락으로 외화유출 및 원화절하 압력으로 작용할 수 있음 따라서 양국간 금리차로 인한 외화유출입 압력은 국내 주식 및 채 권시장에서 외국인이 차지하는 비중의 차이에 따라 달라짐 <그림 II-1> 자본시장과 외환시장의 연계 국내외 금리차는 또한 자금조달 비용의 차이를 가져와 외화자금 시장의 수급에 영향을 미침 저금리 자금시장으로부터 고금리 자금시장으로의 유입이 이루어지 고 양국간 금리차로 기대되는 수익이 환율위험에 대한 보상보다 적다고 인지될 경우에는 외환스왑과 같은 파생상품을 이용한 헤지 수요가 창출됨 이 경우 국내외 금리차와 외화자금시장에서의 스왑레이트는 중장 기적으로 균형을 이루게 됨(이자율 평형조건, Covered Interest Rate Parity 성립) - 4 -
위험 선호도의 변화는 위험자산과 무위험자산간의 배분 비율을 변화시켜 자본시장과 단기자금시장간에 자금이동을 야기함 위험 회피도가 증가하면 주식 및 채권에서 단기성 유동자산으로 자금이동이 촉발됨 따라서 글로벌 금융위기가 촉발되었을 경우에도 가장 안전하다고 인지되는 미국달러 표시 유동자산으로의 국제 포트폴리오의 재조 정이 일어나게 되고, 이에 따라 달러 자금시장에서 달러화에 대한 수요가 급증하게 됨 나. 국가 간 비교 <그림 II-2>에서와 같이 각국의 금리 추이는 일본과 스위스로 대 표되는 저금리 국가와 호주, 뉴질랜드, 폴란드, 러시아와 같은 고 금리 국가로 구분할 수 있음 <그림 II-2> 주요국 금리 추이 주: 국채 1년물 기준, 자료: Bloomberg - 5 -
<표 II-1> 자본시장과 은행의 순대외 포지션 비교 연도 한국 호주 스위스 주식 채권 은행 주식 채권 은행 주식 채권 은행 2005 1Q -1,612-278 -331-354 -2,806-1,521-1,215 3,306 806 2005 2Q -1,652-245 -363-382 -2,893-1,537-1,279 3,080 947 2005 3Q -2,050-223 -372-486 -2,923-1,501-1,522 3,129 822 2005 4Q -2,356-228 -331-494 -3,011-1,748-1,791 3,086 891 2006 1Q -2,480-204 -421-565 -3,176-1,727-1,861 3,330 761 2006 2Q -2,313-195 -592-603 -3,413-1,920-1,953 3,523 792 2006 3Q -2,382-180 -728-541 -3,615-1,926-2,317 3,577 826 2006 4Q -2,396-151 -773-794 -3,849-2,157-2,628 3,793 931 2007 1Q -2,308-300 -931-983 -4,058-2,223-2,433 4,091 867 2007 2Q -2,545-398 -1,037-940 -4,205-2,421-2,488 4,197 896 2007 3Q -2,559-557 -1,085-960 -4,312-2,532-2,376 4,414 1,001 2007 4Q -2,152-828 -1,180-755 -4,234-2,676-2,144 4,709 1,011 2008 1Q -1,704-945 -1,319-622 -4,698-3,174-2,276 5,119 1,078 2008 2Q -1,510-1,076-1,247-856 -4,891-3,223-2,202 5,010 982 2008 3Q -1,066-1,025-1,319-329 -4,247-2,358-2,259 4,714 909 2008 4Q -771-999 -884-150 -3,756-2,099-2,097 4,954 611 주: 주식과 채권은 국내거주자의 해외투자에서 해외거주자의 국내투자를 뺀 수치, 은행은 개별 국가에서 영업하는 은행들의 대외자산에세 대외부채를 뺀 수치임 자료: IMF IIP(International Investment Position), BIS Quarterly Review 각국 간 금리 수준의 차이는 저금리 국가에서 고금리 국가로의 자본이동을 유발하는 원인이 됨 <표 II-1>에서 보는 것과 같이 스위스는 채권시장과 은행을 통한 자본수출국의 위치에 있으며, 호주의 경우에는 자본수입국임을 알 수 있음 한국의 경우는 채권시장보다는 주식시장과 은행권을 통한 해외자 금의 유입이 더 두드러짐을 알 수 있음 <그림 II-3>에서 나타난 바와 같이 자국 자본시장의 대외 개방 구 조가 채권시장보다 주식시장의 비중이 높을 경우에는 대내외 금리 차와 환율간의 관계가 예상과는 다른 방향으로 진행됨 - 6 -
<그림 II-3> 비거주자 주식/채권 비중과 이자율-환율 상관관계 주: 주식/채권 비중은 IMF IIP(International Investment Position)상의 비거주자 추식투자 잔액 대비 채권투자잔액 비중이며, 상단의 금리차와 환율관계는 3개월 단기금리차(자 국금리와 미국금리차이)와 환율($1달러 당 자국통화 환율)변화율의 상관관계, 하단의 금리차는 3년국채금리 기준임. 2000년 1분기~2008 4분기 데이터 자료: IMF IIP, Bloomberg - 7 -
고금리 환율절상 현상은 금리변수가 환율을 제어하는 정책 변 수 역할을 하지 못한다는 것을 의미하고, 이는 결국 중앙은행의 환율 정책이 외환보유고의 증감에 의존해야 함을 의미 호주나 뉴질랜드의 경우 자국 통화의 가치가 급격하게 절상되어 수출 경쟁력이 악화되면 금리 인하를 통한 제어가 가능하기 때문 에 외환보유고에 대한 의존성이 약화됨 자본시장에서 외자의 의존이 주식시장에 편중될 경우 정책적으로 외자의 유출입을 제어할 수 있는 자유도가 떨어짐 채권시장을 통한 연계가 깊을 경우 금리 변수를 통해 제어할 수 있기 때문에 연계성이 높아짐 다. 불균형의 시작과 잠재적 위험요소의 잉태 한국의 경우 시장에서 환율 향방에 대한 일방적인 기대감의 형성 이 외화 파생상품에 대한 편중된 수요를 유발하여 외환스왑시장 의 균형을 깨뜨림 2000년대 중후반부터 형성된 원화절상에 대한 일방적 기대감은 조 선사와 같은 수출업체들의 대규모 달러 선물환 매도를 촉발시켜 선물환율이 과도하게 내려가는 선물환 디스카운트를 유발함 <표 II-2>에서와 같이 주요 국제투자은행들의 원화환율 전망은 대부분 절상을 예견하고 있었음 - 8 -
<표 II-2> 주요 국제투자은행들의 2006년 원화환율 전망 2006.6월말 시점 2006.12월말 시점 JP Morgan 960(3.22) 935(4.26) 935(5.24) 935(3.22) 960(4.26) 960(5.24) Morgan Stanley 950(3.23) 950(4.27) 930(5.25) 920(3.23) 920(4.27) 920(5.25) Citi 930(3.22) 920(4.25) 940(5.24) 920(3.22) 920(4.25) 920(5.24) Goldman Sachs 975(3.22) 975(4.26) 900(5.23) 925(3.25) 925(4.26) 875(5.23) Lehman Brothers 950(3.23) 950(4.27) 950(5.25) 900(3.23) 900(4.27) 900(5.25) 주: ( )안은 전망치 발표시점 자료: 신성욱ㆍ장성우(2006) 스왑시장의 안정성과 효율성이 높으면 스왑시장의 불균형은 차익 거래를 유발시켜 다시 균형을 회복함 과도한 선물환매도에 따른 외화부족은 외환스왑시장에서 선물환 디스카운트로 표출되고, 이는 차익거래를 유발하여 외화를 공급하 는 메카니즘으로 작용함 2007년 이후 급증한 비거주자의 국내 채권시장 투자는 국내 스왑 시장 불균형에 대응하는 투자로 추정되고 있으며, 이는 외화자금시 장과 채권시장간의 연계를 통해 외환시장으로의 외화 공급원으로 작용했음 그러나 차익기회의 존재는 외화차입의 증가로 연결되어 은행권의 대차대조표상 외화부채의 증가로 이어짐 <표 II-3>에서 한국 은행부문의 대외채무 증가는 은행권의 선물매 수 포지션 중립을 위한 달러 현물환 수요와 외은지점들의 차익거 래 실현을 위한 외화공급 유인에 기인함 은행권의 외화부채 증가는 평상시에는 별 문제가 되지 않지만 글 로벌 금융위기에 따른 유동성 위기 발생 시에는 환율 급등을 촉발 할 수 있는 잠재 위험요소로 작용함 - 9 -
외화자금시장에서 수급을 담당하는 외국환금융기관들 중 외은지 점들의 비중이 높은 상태에서 서브프라임 위기에 따른 글로벌 은 행시스템의 위기가 국내에 그대로 전달되어 외화자금시장 나아가 외환시장을 교란시켰음 <표 II-3>에서 볼 수 있듯이 이머징 마켓에 대한 글로벌 은행들의 순자산(국가입장에서는 순부채)이 비교대상국 중에서 가장 높음 이는 글로벌 은행들이 유동성 위기를 겪을 경우 국내 외화자금시장에 서 외화 유동성 고갈의 위험이 촉발될 수 있음을 시사 또한 한국경제가 국제 금융시장에서 이머징 마켓으로 계속 인지되는 한 글로벌 위험 회피도 증가 시 exposure가 가장 높은 한국의 충격 이 그 만큼 클 것으로 예상됨 - 10 -
<표 II-3> 국가별 외은 자산 부채 추이 (단위: 억 달러) 한국 인도네시아 태국 중국 연도 Net Net Net Net Asset Liab Asset Liab Asset Liab Asset Liab Liab Liab Liab Liab 2005 1Q 991 495-495 303 105-198 201 233 32 1,024 1,155 131 2005 2Q 956 404-552 310 109-201 240 242 1 982 1,211 230 2005 3Q 1,035 479-556 324 123-201 279 291 12 1,116 1,261 145 2005 4Q 1,008 482-526 336 131-205 253 296 43 1,066 1,385 320 2006 1Q 1,036 510-526 354 142-212 277 330 52 1,162 1,239 77 2006 2Q 1,294 543-751 351 121-230 268 349 81 1,245 1,267 21 2006 3Q 1,552 701-850 360 115-245 287 342 55 1,261 1,362 101 2006 4Q 1,552 585-967 388 124-264 266 359 92 1,278 1,526 248 2007 1Q 1,704 658-1,046 393 124-269 279 363 84 1,461 1,435-26 2007 2Q 1,813 606-1,207 415 132-283 262 389 128 1,644 1,449-195 2007 3Q 1,865 532-1,332 453 128-325 232 356 125 1,784 2,090 306 2007 4Q 2,319 830-1,489 469 128-341 268 390 122 1,892 2,819 927 2008 1Q 2,474 778-1,696 494 125-369 263 346 82 2,197 2,505 308 2008 2Q 2,388 636-1,752 502 125-377 245 303 58 2,357 1,929-428 2008 3Q 2,402 614-1,788 492 110-383 228 264 36 2,077 2,403 326 2008 4Q 1,863 578-1,285 582 135-446 228 240 13 1,536 2,317 781 말레이시아 폴란드 러시아 브라질 연도 Net Net Net Net Asset Liab Asset Liab Asset Liab Asset Liab Liab Liab Liab Liab 2005 1Q 316 291-26 473 330-143 656 1,144 488 801 663-138 2005 2Q 325 263-62 520 337-183 671 1,401 730 808 560-248 2005 3Q 414 276-138 560 345-215 734 1,425 690 815 555-260 2005 4Q 332 189-143 556 342-215 914 1,533 618 851 492-359 2006 1Q 370 233-138 595 374-221 1,045 1,999 954 957 589-369 2006 2Q 399 217-182 632 387-244 1,029 1,981 952 982 538-444 2006 3Q 409 232-177 653 390-263 1,020 2,112 1,092 988 520-468 2006 4Q 381 282-98 727 390-336 1,097 2,205 1,108 1,051 559-491 2007 1Q 415 357-58 784 411-374 1,253 2,670 1,418 1,255 586-669 2007 2Q 454 406-48 856 400-456 1,491 2,576 1,086 1,414 720-693 2007 3Q 440 447 7 958 421-536 1,783 2,834 1,051 1,484 676-808 2007 4Q 484 464-20 1090 459-631 1,848 2,322 474 1,573 670-903 2008 1Q 595 405-190 1315 592-723 1,969 2,244 275 1,674 616-1,059 2008 2Q 597 368-228 1396 599-797 2,081 2,234 153 1,885 697-1,188 2008 3Q 470 291-179 1287 478-809 2,103 2,634 532 1,762 651-1,112 2008 4Q 368 194-175 1157 223-935 1,809 1,309-500 1,554 636-918 주: BIS Locational International Banking Statistics 에 대외 자산/부채 통계를 제공하는 은행들의 국가별 자산과 부채이고, Net Liab 는 부채에서 자산을 차감한 값으로 국 가입장에서는 대 은행 순부채임 자료: BIS Quarterly Review - 11 -
2. 외화자금시장을 통한 연계성 외환 통화스왑시장은 외화자금시장에서 스왑 당사자들의 자금조 달 비용 비교우위에 기반을 두고 이종 통화간의 교환이 이루어지 는 시장으로 외환시장에 현물환 및 선물환의 주요 공급 및 수요 요인으로 작용함 국내 수출업체들의 대규모 선물환 수요에 대응한 외은지점들의 달러조달 및 공급이 주로 스왑시장을 통해서 이루어져 왔음 외은지점들이 달러 유동성 위기의 당사자들이 되면서 국내 외화 자금시장에서 외은지점에 과도하게 의존하던 구조가 결국 국내 외환시장의 어려움을 배가 시켰음 국제 금융시장의 불안이 스왑시장을 통해서 국내 외환시장에 전 이된 경험에 비추어 봤을 때 스왑시장의 효율성과 안정성에 대해 지속적인 모니터링이 필요함 스왑시장 불균형의 확대는 시장 내 리스크 프리미엄의 확대로 해 석할 수 있으므로, 향후 금융시스템의 안정성에 대한 사전 경고 지 표로서 의미가 있음 - 12 -
가. 외환 통화스왑시장 개요 1) 외환스왑 메커니즘 <그림 II-4> 외환스왑 메커니즘 주: S는 달러당 원화로 표시되는 현물환율, F는 선물환율, i는 국내 금리, i*는 해외 금리 를 의미함 양국 간의 금리차 가 양수인 경우 carry trade로 국내에 달 러가 공급됨 통상적으로 외환시장의 변동성이 작을 경우 양국 간 환율 변동의 위험을 감수하고 carry trade가 이루어짐 그러나 대상 투자국의 환율 절하율이 양국 간 금리차를 상회할 수 있기 때문에 환위험을 제거하기 위해 스왑시장에서 스왑레이 트라는 비용을 지불 - 13 -
만약 일 경우 환위험을 제거하고도 금리차익이 존재하기 때문에 양국 간 자본시장이 완전 통합되어 있다면 무한 대로 달러가 공급될 것임 현물환 시장에서 달러 매도로 현물환율 가 내려가고(원화절상), 동시에 선물환 시장에서 달러 매수로 선물환율 가 올라감 국내 채권시장에 채권수요가 증가하기 때문에 는 하락함 이러한 과정을 거쳐서 차익기회가 소진될 경우 으로 균형이 이루어짐 외환스왑시장에서 형성되는 현물환율 및 선도환율을 가지고 외화 자금 조달 비용이라는 관점에서 비교하기도 함 $1을 LIBOR 시장에서 조달할 경우 소요되는 기간비용은 $1을 국내 외환스왑시장에서 조달하는 기간비용은 이를 외환스왑시장에 내재된 달러조달비용(implied dollar cost)이라고 도 함 동일한 조건에서 외환스왑을 통해 달러 sell/buy가 증가하면 외환시장 에 달러공급이 증가하여 현물환율은 내려가고 선물환율은 올라가 국 내 내재달러조달비용은 감소함 - 14 -
2) 통화스왑 메커니즘 <그림 II-5> 통화스왑 메커니즘 주: i 는 국내 금리, i* 는 해외 금리, CRS 는 통화스왑 시 지불되는 원화고정금리 통화스왑 시 외국환 금융기관 입장에서의 최종 현금흐름은 임 CRS는 궁극적으로 국내 금융기관들의 해외 달러 차입여건을 반 영함 국내에서 달러자금 수요가 통화스왑시장을 통해서 지속적으로 이 루어질 경우 CRS 금리는 하락함 해외에서 한국물에 대해 인지되는 리스크가 증가할 경우 LIBOR에 더해지는 스프레드가 증가하게 되고, 이는 베이시스 통화스왑의 스 프레드를 증가시켜 결국 CRS 금리를 하락시킴 - 15 -
3) 외환스왑시장 불균형 추이 2000년 1월 4일에서 2009년 6월 9일 동안 <그림 II-6>에서와 같 이 국내 외환스왑시장의 불균형 1) 추이는 0을 중심으로 회귀하는 모습을 보였으나, 2007년 중반 국제 금융위기가 가시화된 시점부 터 지속적으로 양의 방향으로 불균형이 존재함을 알 수 있음 양의 불균형은 대내외 금리차가 스왑레이트보다 큰 상황을 말하며, 자본이동에 대한 규제 및 과도한 거래비용이 수반되지 않는 한 차 익거래의 기회가 소진되어야 함 <그림 II-6> 외환스왑시장 불균형 추이 (3개월 기간수익률, %) 주: 국내외금리차-스왑레이트의 추이이며, 데이터는 2000.01.04 ~ 2000.06.09 동안의 일별 자료임. 금리차는 CD 3개월과 달러 LIBOR 3개월의 차이고, 스왑레이트는 뉴욕 NDF 시장 기준 3개월 선도환율과 국내 현물환 종가임 자료: Bloomberg, 한국은행 1) 외환스왑시장 불균형은 국내외금리차-스왑레이트로 정의함 - 16 -
<그림 II-7>를 보면 2007년 후반부터 국내 금리가 상대적으로 달 러 금리보다 높았으나, 이에 수반되는 외환스왑시장의 sell/buy는 충분히 수반되지 않았다는 것을 알 수 있음 <그림 II-7> 국내외 금리차 및 스왑레이트 추이 (3개월 기간수익률, %) 주: 금리차는 CD 3개월과 달러 LIBOR 3개월의 차이고, 스왑레이트는 뉴욕 NDF 시장 기준3개월 선도환율과 국내 현물환 종가임. 일별 데이터의 1개월 이동평균 추이임 자료: Bloomberg, 한국은행 국내외 금리차와 스왑레이트의 괴리는 외화자금시장과 외환시장 간의 연계성 저하를 의미함 양국간 금리차는 양국 통화정책의 결과를 반영하고 국제간 자금이 동의 중요한 지표가 됨 금리차의 변화는 국제간 포트폴리오 조정에 의해 자금이동을 수반 하고, 그 결과로서 외환시장에서 현물환율과 선물환율이 조정되어 스왑시장의 균형이 유지됨 - 17 -
국내의 경우 외화자금시장과 외환시장이 중장기적으로 연계되어 움직 여 왔음을 알 수 있으나, 2007년 중반 이후부터는 연계성이 급격히 떨 어짐 <그림 II-7>에서 보듯이 외환스왑시장 내재 달러조달비용도 불균 형이 확대되던 2007년 중반 이후 계속 상승함 스왑시장 내재 달러조달비용은 그 이전인 2004년 중반 이후부터 지속적으로 상승하여 왔음 동 기간은 스왑레이트가 선도 프리미엄(forward premium)에서 선 도 디스카운트(forward discount)로 추세 전환하던 시기임 2) 선도 디스카운트는 외환스왑시장에서 buy/sell이 지속적으로 작용 하는 상황이며, 동 기간 조선사 및 해외자산운용의 환율 헤지를 위 한 선도 매도의 카운터파트인 외국환은행들의 지속적인 달러 수요 를 반영하고 있음 나. 연계의 안정성과 효율성 검증 연계의 안정성과 효율성이란 대내외 자금시장과 외환시장을 연계 해주는 스왑시장의 안정성과 효율성을 의미함 스왑시장의 안정성은 금리차와 스왑레이트가 중장기적으로 안정 적인 관계를 유지하여 금리차와 스왑레이트간의 괴리 발생 시 다 시 균형으로 회귀하는 성향을 의미함 이를 커버된 이자율 평형(covered interest rate parity) 조건이라 하 고, 균형회복의 원리는 무위험 차익거래 기회의 소진에 바탕을 둠 2) 선도 프리미엄은 스왑레이트가 양인 경우, 선도 디스카운트는 스왑레이트가 음인 경우 를 지칭함 - 18 -
<그림 II-8> 외환스왑시장 내재 달러조달비용 추이 (3개월 기간수익률,%) 주: 내재 달러조달비용은 이며, 뉴욕 NDF 시장 기준3개월 선도환율과 국내 현물환 종가 및 국내 CD 3개월 금리임. 일별 데이터의 1개월 이동평균 추이임 마찬가지로 스왑시장의 효율성은 괴리 발생 시 얼마나 신속하게 시장이 다시 균형으로 회복하는가를 의미함 양국간 자본시장의 통합 정도에 따라, 그리고 외환제도에 따라 스왑시장의 균형관계는 영향을 받음 양국간 자본이동에 대한 규제가 없고 양 시장이 동질적인 위험군 으로 인식될 경우에 스왑시장은 안정성과 효율성이 높아짐 균형회복의 원리는 무위험 차익거래 기회의 소진이나, 이는 비교 대상 채권들의 위험이 동질적인 경우에 한함 무위험이란 환율 변동에 관한 무위험을 의미하기 때문에 투자 대 - 19 -
상 채권의 신용위험이 감내할 수준을 벗어날 경우에는 이에 대한 위험 프리미엄을 요구하게 됨 서브프라임 위기로 국제 금융시장 전반에 위험 회피도가 높아진 상태에서 한국 채권물에 대한 전반적인 위험 회피성향이 높아질 경우 경험한 바와 같이 시장의 괴리가 지속됨 가) 시장의 중장기 안정성 검증 2000년 1월 4일부터 2009년 6월 9일 동안 외환스왑시장에서 관측 된 이자율 평형조건으로부터의 괴리는 <그림 II-9>에서 보는 것 과 같이 우측으로 경도된 분포임을 알 수 있음 <그림 II-9> 외환스왑시장 불균형 분포 0 100 200 300 400 500 600-6 -4-2 0 2 4 6 스왑시장괴리(%) <표 II-4>에서와 같이 동 기간의 평균적인 괴리는 연율로 55bps였 고 분포의 왜도는 2.09임 - 20 -
괴리가 발생할 경우 약 60%는 양의 방향으로 즉, carry 이득이 환 위험을 커버하기 위한 비용보다 큰 경우이고, 평균적인 차익의 크 기는 연율 135bps 정도임 음의 방향도 40% 발생한 것으로 관측되나 평균적인 크기는 양의 방향의 절반 정도임 분포의 첨도가 높은 것은 fat tail 분포임을 의미하고, 그래서 정규 분포에 비해 극단적 값들이 실현될 확률이 높다는 것을 의미함 <표 II-4> 외환스왑시장 불균형의 통계적 특성 평균 왜도 양수 음수 양수평균 음수평균 55 2.09 1,363(60%) 907(40%) 135-66 주: 평균값들은 연율화된 bps이며, 양수 및 음수는 관측기간 중 괴리가 각각 양의 값인 경우와 음의 값인 경우의 수이고, 괄호안은 전체 샘플에서 차지하는 비중임 국내 외환시장에는 지속적으로 양의 방향으로 괴리가 존재했음을 알 수 있음 평균 55bps의 크기는 거래에 수반되는 제반 비용의 크기나 혹은 한국물에 내재되어 있는 상대적 리스크 프리미엄의 크기라고 할 수 있음 2004년 1월 5일 ~ 2009년 6월 9일 사이 한국 외평채 1년물 CDS 프리미엄의 평균이 57bps인 점을 감안하면 스왑시장 불균형의 평 균값의 의미는 역외에서 인지하고 있는 한국물에 대한 위험 프리 미엄으로 해석할 수 있음 만약 시장이 평균을 중심으로 괴리를 형성하고 이탈 시 다시 회 귀하려는 성향이 존재하면 안정적인 관계라 할 수 있음 - 21 -
일반적으로 금융시장에서는 변수들 간 중장기적으로 안정적인 관계 를 갖는 현상을 두 변수 간 공적분 관계(cointegration relation)라 함 현물가격과 선물가격, 장단기 금리차이 등과 같이 양 변수들 간 괴 리 발생 시 차익거래의 소진원리가 작동하여 다시 안정적인 관계 로 회귀하는 경우가 이에 해당함 국내외 금리차와 스왑레이트간에 공적분 관계가 있을 경우 국내 외환스왑시장에서는 단기적으로 불균형이 발생하더라도 중장기적 으로는 불균형이 회복되어 안정적인 관계로 돌아올 수 있음 <표 II-5>에서와 같이 국내외 금리차와 스왑레이트는 모두 단위 근을 갖고 있는 변수이며, 공적분 관계는 유의수준과 추정 결과에 따라 달라짐 스왑시장의 불균형이 인 내외금리차와 스왑레이트의 차이고 단위근 검증 결과 이므로 사실상 공적분 벡터 (1, -1)로 사전 에 설정할 경우 외환스왑시장은 공적분 관계임을 알 수 있음 그러나 5% 유의수준에서 단위근을 기각하나 1% 유의수준에서는 단위근을 기각하지 못함 공적분 벡터를 사전에 설정하지 않고 추정할 경우 결과는 공적분 벡터 (1, -0.84)로 추정되나 공적분 관계는 유의미하지 않음 스왑레이트 내외금리차 오차항 오차항 의 경우 단위근 귀무가설을 기각하지 못함 - 22 -
<표 II-5> 외환스왑시장의 단위근 및 공적분 검증(전체기간) 내외금리차 스왑레이트 스왑시장 불균형 오차항 ADF 단위근 검증 -1.381 (0.5929) -2.268 (0.1828) -2.903** (0.0452) -2.958 (0.0391) 주: 표의 값은 t-값을 나타내고 괄호안의 수는 p-value 임. ** 는 5% 유의수준에서 귀무 가설인 단위근 존재를 기각. 오차항의 경우 공적분 벡터를 추정하였기 때문에 Phillips-Ouliaris 분포의 분위값 -3.902(1%), -3.339(5%), -3.047(10%)를 사용함. 분석대 상 기간은 2000. 01. 05~2009. 06. 09 검증 결과 2000년 이후 최근의 글로벌 금융위기를 포함한 기간에 는 외환스왑시장에서 국내외 금리차와 스왑레이트간 안정적인 장 기 균형관계가 확실하게 설정되어 있지 않음 이는 2007년~2009년 국제금융위기의 여파로 인한 스왑시장의 충격 에 기인한 것으로 추정됨 반면에 금융위기 이전인 2000년 이후 2006년까지의 데이터를 사 용할 경우 스왑시장 불균형 및 오차항 모두 1% 유의수준에서 단 위근을 기각하여 중장기적인 공적분 관계가 있는 것으로 나타남 <표 II-6> 외환스왑시장의 단위근 및 공적분 검증(금융위기 전) 내외금리차 스왑레이트 스왑시장 불균형 오차항 ADF 단위근 검증 -0.184 (0.938) -1.018 (0.749) -6.161* (0.000) -6.186* (0.000) 주: 표의 값은 t-값을 나타내고 괄호안의 수는 p-value 임. * 는 1% 유의수준에서 귀무가 설인 단위근 존재를 기각. 오차항의 경우 공적분 벡터를 추정하였기 때문에 Phillips-Ouliaris 분포의 분위값 -3.903(1%), -3.340(5%), -3.047(10%)를 사용함. 분석대 상 기간은 2000. 01. 05~2006. 12. 28-23 -
나) 시장의 단기적 효율성 검증 두 변수간 장기적 균형관계에서 벗어난 경우 시장이 효율적이라 면 위험 조정 차익기회들이 신속하게 소진되어 균형으로의 회복 속도가 빠를 것임 장기적으로 안정적인 관계에 있는 변수들의 단기적 관계를 모형 화한 오차수정모형(Error Correction Model)의 추정을 통해 괴리 발생 시 국내외 금리차와 스왑레이트가 얼마나 빠르게 반응하는 지를 추정할 수 있음 추정 식은 다음과 같음 는 국내외 금리차이, 는 스왑레이트, 는 공적분식의 오차항임 오차항의 계수인 는 단기조정계수로 값이 클수록 균형으로의 회귀속도가 빠름 전기의 오차항 이 양의 값을 가질 경우 즉, 스왑레이트가 금리 차보다 클 경우 이어야만 오차가 수정됨 즉, 전기에 스왑레이트가 금리차보다 클 경우 현재 스왑레이트의 변화 는 음, 금리차의 변화는 양이어야만 다음 기에 괴리가 줄어듦 - 24 -
추정 결과는 다음과 같음 <표 II-7> 외환스왑시장 오차수정모형 추정 전체기간 (2000. 01. 05~2009. 06. 09) 금융위기 이전 (2000. 01. 05~2006. 12. 28) -0.0011* (-2.32) 0.0015 (0.94) -0.1127* (-2.55) -0.4858* (-12.27) 주: 괄호안은 t-값, **은 5% 유의수준, *은 1% 유의수준에서 유의미함 금융위기 이전 기간에는 오차항이 수렴현상을 보여 스왑시장의 안 정성이 유지되었음 동 기간에 불균형의 수렴은 주로 스왑레이트의 변화에 기인한 것으로, 괴리의 약 48.58%가 다음 날 수정되어 비교적 효율적으로 시장이 움 직인 것으로 나타남 그러나 전체기간의 결과는 단기조정계수들이 모두 음수로 나타나 괴리가 효율적으로 수렴되지 않고 있음 국내 외환스왑시장은 금융위기 이전에는 중장기적으로 안정적이 었으나, 최근에 겪었던 글로벌 금융위기로 인해 국내 외환스왑시 장의 안정성 및 효율성이 결정적으로 저하된 것으로 나타남 글로벌 금융위기의 충격이 전반적으로 시스템 리스크를 증가시킨 가운데 외환스왑시장에서 위험 프리미엄의 지속적 확대가 발생한 것으로 판단됨 - 25 -
3. 외국인 주식투자와 외환시장 연계성 가. 외환거래량 대비 외국인 주식투자 규모 분석 원화는 국제화된 통화가 아니기 때문에, 우리나라 자본시장에 투 자하는 외국인이 자신들이 보유한 경제적 가치를 역내외로 이동 시키기 위해서는 반드시 역내 외환시장에서 통화를 교환해야 함 이는 주식시장에 투자하는 외국인뿐만 아니라 채권시장, 파생상 품시장(주가지수 선물, 주가지수 옵션, 금리 선물, 통화선물, 실물 선물 등)에 투자하는 외국인도 모두 마찬가지임 외국인의 주식매매가 환율에 영향을 미치는가에 대한 논쟁이 있 으나, 외국인의 증권매매를 주식시장에만 국한하여 논의할 수는 없음을 주지해야 함 국내 자본시장에서의 외국인의 증권매매 행태가 외환시장의 원/달 러 환율에 영향을 미친다면, 그것은 KRX내 주식시장, 채권시장, 파 생상품시장 모두를 포함한 KRX 장내 자본시장에서 전체적 외국인 순매도(또는 순매수)가 논의의 대상이 되어야 함 3) 외국인 주식시장 순매도, 외국인 KRX 순매도, 외환시장 거래규모 등을 비교해 볼 필요가 있음 외국인의 주식시장 매매가 그들의 KRX 매매의 거의 대부분을 설 명할 것 같지만, 실제 자료를 보면 그렇지 않음 3) 자본시장이 단지 KRX 장내 시장만으로 구성된 것이 아니므로, 장외 채권, 장외 파생 상품시장까기 포괄하여 논의하는 것이 더욱 바람직함. 장외 채권 외국인 투자의 영향 은 다음 절에서 다룸 - 26 -
<그림 II-10>에 외국인 KRX 순매도와 주식시장 순매도를 나타냄 (a)를 보면 양자 간 스케일의 차이가 상당함 외국인 자본시장 순매도의 0으로부터 평균편차는 약 7,008억원, 외국 인 주식시장 순매도의 0으로부터 평균편차는 약 2,015억원: 전자가 후 자에 비해 스케일 면에서 3배 이상 (b)를 보면 양자 간 방향이 항상 일치하는 것도 아님 방향이 서로 반대가 되는 2사분면과 4사분면에 상당히 많은 점이 위 치하고 있는 것을 볼 수 있음 서로 방향이 같은 1사분면, 3사분면에 각각 33%, 24% 총 57%의 점이 위치하는 반면, 서로 방향이 반대인 2사분면, 4사분면에 각각 28%, 15% 총 43%의 점이 위치 KRX 주식시장에서 외국인 주식 순매도(순매수)가 있다 하더라도 KRX 채권시장이나 파생상품시장에서 외국인 순매수(순매도)가 이를 압도하여 궁극적으로 자본시장 전체적으로는 외국인 순매수 (순매도)가 되는 경우가 상당히 많으므로, 외국인 주식 순매도가 반드시 원/달러 환율 상승 압력으로 작용하는 것은 아님 - 27 -
<그림 Ⅱ-10> 외국인 자본시장 및 주식시장 순매도 (a) 일별 추이 50,000 40,000 외국인 KRX 순매도 (억원) 외국인 주식시장 순매도 (억원) 30,000 20,000 10,000 억원 0-10,000-20,000-30,000-40,000-50,000 09/08/02 09/07/02 09/06/02 09/05/02 09/04/02 09/03/02 09/02/02 09/01/02 08/12/02 08/11/02 08/10/02 08/09/02 08/08/02 08/07/02 08/06/02 08/05/02 08/04/02 08/03/02 08/02/02 08/01/02 07/12/02 07/11/02 07/10/02 07/09/02 07/08/02 07/07/02 07/06/02 07/05/02 07/04/02 07/03/02 07/02/02 07/01/02 06/12/02 06/11/02 06/10/02 06/09/02 06/08/02 06/07/02 06/06/02 06/05/02 06/04/02 06/03/02 06/02/02 06/01/02 주: 기간은 2006년 1월 2일부터 2009년 8월 7일까지로 총 893거래일임 (b) 산포도 15,000 r=21.58% 2사분면: 28% 1사분면: 33% 10,000 외국인 주식시장 순매도 (억원) 5,000 0-5,000 3사분면: 24% 4사분면: 15% -10,000-50,000-40,000-30,000-20,000-10,000 0 10,000 20,000 30,000 40,000 50,000 외국인 KRX 순매도 (억원) 주: 1) 기간은 2006년 1월 2일부터 2009년 8월 7일까지로 총 893거래일임 2) r은 상관계수를 나타내며, 각 사분면에는 전체 점들 중 해당 사분면 에 위치한 점들의 비중을 나타냄 - 28 -
동일 기간 외환시장에서 원-달러 평균 일일 거래규모는 약 7.3조 원에 이르러, 외환시장 거래 규모에 비해 외국인 자본시장 순매 도 또는 외국인 주식시장 순매도의 스케일은 매우 작은 편 <그림 Ⅱ-11> 일일 달러 거래량 및 원/달러 환율 180,000 160,000 달러 거래대금 원/달러 환율 1,700 1,600 140,000 1,500 일일 달러 거래량 (억원) 120,000 100,000 80,000 60,000 1,400 1,300 1,200 1,100 원/달러 환율 (원/1달러) 40,000 1,000 20,000 900 0 800 09/07/15 09/05/27 09/04/06 09/02/16 08/12/22 08/11/03 08/09/11 08/07/23 08/06/03 08/04/10 08/02/20 07/12/26 07/11/05 07/09/11 07/07/23 07/05/31 07/04/10 07/02/16 06/12/27 06/11/07 06/09/14 06/07/26 06/06/05 06/04/12 06/02/21 06/01/02 주: 기간은 2006년 1월 2일부터 2009년 8월 7일까지로 총 893거래일임 나. 외국인 주식투자가 원/달러 환율 방향성에 미치는 영향에 대한 분석 외국인 주식시장 순매도와 원/달러 환율의 증감율의 산포도를 다 음의 <그림 II-12>에 나타냄 두 변수간 상관계수는 21.84%(t-값=6.57)로 양(+)의 값으로 매우 유 의함 - 29 -
상관관계가 반드시 인과관계를 담보하는 것은 아님에 유의 현상적으로 관찰되는 상관관계가 자칫 인과관계인 것으로 오인되어 논의되는 경우가 많으나, 상관관계가 인과관계로 해석되기 위해서는 인과 요인이 되는 변수의 외생성(exogeneity) 여부가 중요함 외국인 주식 순매도와 원/달러 환율 증감율간 상관관계는 제3의 요인 이 양자에 영향을 미쳐 현상적으로 두변수간 관련이 잇는 것으로 관 찰되었을 개연성이 높으며, 이러한 경우 상관관계가 나타나지만 인과 관계는 아님 <그림 Ⅱ-12> 외국인 주식시장 순매도와 원/달러 환율 증감율 (a) 외국인 주식시장 순매도와 원/달러 환율 일별 추이 15,000 외국인 주식시장 순매도 원/달러 환율 1,700 1,600 10,000 1,500 외국인 주식시장 순매도 (억원) 5,000 0-5,000 1,400 1,300 1,200 1,100 1,000 원/달러 환율 (원) 900-10,000 800 20090715 20090527 20090406 20090216 20081222 20081103 20080911 20080723 20080603 20080410 20080220 20071226 20071105 20070911 20070723 20070531 20070410 20070216 20061227 20061107 20060914 20060726 20060605 20060412 20060221 20060102-30 -
(b) 일일 외국인 주식시장 순매도와 원/달러 환율 일일 증감율 산포도 15 10 원/달러 환율 일일 증감율 (%) 5 0-5 -10-15 -10,000-5,000 0 5,000 10,000 15,000 일일 외국인 주식시장 순매도 (억원) 외국인 주식투자가 원/달러 환율 변화에 미치는 영향을 실증적으 로 분석하기 위해 아래의 회귀 모형을 추정함 ex ex stock market KRX ex 는 일 원/달러 환율 일일 증감율(%) stock market 는 일 외국인 주식시장 순매도(백만원) KRX 는 일 외국인 KRX 순매도(백만원) 표본기간: 2006년 1월 2일 ~ 2009년 8월 7일(총 893 거래일) 동일 날짜의 외국인 주식시장 순매도, 외국인 자본시장순매도가 원/달러 환율에 미치는 영향을 분석하기 위해 설정된 모형으로, 설명변수의 동시성(simultaneity), 즉 내생성(endogeneity) 을 고려해야 함 - 31 -
이 경우 통상적인 OLS 추정은 잘못된 추론으로 이어질 가능성이 큼 설명변수의 과거치를 IV(instrumental variable)로 이용하는 IV 추 정이 바람직함 <표 Ⅱ-8> 외국인 주식투자의 원/달러 환율 증감율 방정식 추정 결과 -0.0316 (-1.90) ex 0.0178 (0.20) stock market *** 0.0000 (4.46) KRX *** 0.0000 (3.03) OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-2), (t-1)기 IV 추정 0.0931 (0.25) 0.0545 (0.46) -0.0000 (-0.18) 0.0001 (0.25) 0.0386 (0.61) 0.0451 (0.48) -0.0000 (-0.13) 0.0000 (0.72) 주: 1) *, **, *** 는 각각 양측 10%, 5%, 1%에서 유의함을 나타냄 2) 표준오차 계산 시 Newey and West(1987)의 이른바 Newey-West HAC 공식을 사용하였음 추정 결과에서 보듯, OLS 추정 결과에 근거하면 외국인 주식시 장 순매도는 원/달러 환율에 매우 유의한 양(+)의 영향을 미치는 것으로 추론할 수 있으나, 이는 내생성 편의가 내재된 결과일 가 능성이 높음 OLS 결과를 무조건 인과관계로 해석하는 것은 상관관계를 무조건 인과관계로 해석하는 것과 다르지 않음 IV 추정 결과에 의하면, OLS 결과에 따라 외국인 주식시장 순매도, 외국인 KRX 순매도가 원/달러 환율에 유의한 인과적 영향을 미친 다고 할 수 없음 외국인 KRX 순매도까지 설명변수로 들어간 회귀분석에서 Wu-Hausman 통계량(Wu(1973), Hausman(1978))은 (t-1)기를 도구 변수로 쓸 때 4.46[p-값=0.1074], (t-1)기, (t-2)기를 도구변수로 쓸 때 - 32 -
144.01[p-값=0.0000]으로 IV 추정 결과를 지지함 최근 글로벌 금융위기의 시기에 있어서 다른 양상이 나타날 수도 있기 때문에 2007년, 2008년, 2009년 각 연도에 대해서 위의 회귀 모형을 추정함 추정 결과는 앞서 2006년 1월 2일부터 2009년 8월 7일까지 전체 기간에 대해서 추정한 결과와 크게 다르지 않음 즉, OLS 추정결과는 외국인 KRX 주식시장 순매도, 외국인 KRX 장내시장 순매도가 원/달러 환율에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나지만, 이 역시 내생성 편의가 내재된 결과일 가능성이 높음 IV 추정 결과는 외국인 KRX 주식시장 순매도, 외국인 KRX 장내 시장 순매도가 원/달러 환율에 미치는 유의한 영향은 없는 것으로 나타났으나, 예외적으로 2009년에는 높지 않은 10% 유의수준하에 서 외국인 KRX 장내시장 순매도가 원/달러 환율에 양의 영향을 미친 것으로 나타남 - 33 -
Panel A. 2007년 <표 II-9> 연도별 원/달러 환율 증감율 방정식 추정 결과 * -0.0303 (-1.76) ex -0.0724 (-1.08) stock market *** 0.0000 (3.15) KRX *** 0.0000 (4.54) Panel B. 2008년 -0.0865 (-0.73) ex 0.0651 (0.52) stock market ** 0.0001 (2.44) KRX -0.0000 (-0.10) Panel C. 2009년 ** 0.2524 (2.24) ex -0.1783 (-1.97) stock market *** 0.0002 (4.50) KRX *** 0.0000 (3.59) OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-2), (t-1)기 IV 추정 0.0158 (0.52) 0.0189 (0.24) -0.0000 (-0.35) 0.0000 (1.62) -0.0148 (-0.56) -0.0488 (-0.68) 0.0000 (1.32) 0.0000 (1.39) OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-2), (t-1)기 IV 추정 -0.0954 (-0.08) 0.0609 (0.28) 0.0002 (0.14) -0.0002 (-0.12) -0.0351 (-0.08) 0.0710 (0.55) 0.0001 (0.26) -0.0001 (-0.17) OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-2), (t-1)기 IV 추정 3.4165 (0.05) -0.5633 (-0.06) -0.0014 (-0.05) 0.0027 (0.05) 0.1756 (1.35) -0.0954 (-0.87) 0.0000 (-0.19) * 0.0001 (1.76) 주: 1) 2007년은 2007년 1월 2일부터 12월 28일까지 246 거래일, 2008년은 2008년 1 월 2일부터 12월 30일까지 248 거래일, 2009년은 2009년 1월 2일부터 8월 7일 까지 152 거래일 2) *, **, ***는 각각 양측 10%, 5%, 1%에서 유의함을 나타냄 2) 표준오차 계산 시 Newey and West(1987)의 이른바 Newey-West HAC 공식 을 사용하였음 - 34 -
다. 외국인 주식투자가 원/달러 환율 변동성에 미치는 영향에 대한 분석 외국인 주식투자가 원/달러 환율 변동성에 미치는 영향을 실증적 으로 분석하기 위해 아래와 같은 변동성 방정식을 추정함 stock market KRX 은 원/달러 환율의 변동성을 나타내며, 이는 다음과 같이 계산: high low high low, 여기서 high 는 원/달러 환율 일 고가, low 는 원/달러 환율 일 저가를 나타냄 표본기간: 2006년 1월 2일 ~ 2009년 8월 7일(총 893 거래일) 변동성 방정식에서도 동일 시점의 외국인 주식시장 순매도 및 KRX 순매도가 설명변수이므로, 내생성을 고려하여 IV 추정을 이 용하는 것이 바람직함 <표 II-10>의 추정 결과에서 보듯, OLS 추정이든 IV 추정이든 무 관하게 외국인 주식시장 순매도가 원/달러 환율 변동성에 미치는 영향은 없는 것으로 나타남 외국인 KRX 순매도도 마찬가지로 변동성에 미치는 영향은 없는 것으로 나타남 - 35 -
<표 Ⅱ-10> 외국인 주식투자와 원/달러 환율 변동성 방정식 추정 결과 OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-1), (t-2)기 IV 추정 * 00210 (2.19) *** 0.3379 (4.52) 0.0230 (0.63) ** 0.0880 (1.98) *** 0.2407 (3.34) 0.0331 (0.33) ** 0.1814 (2.41) -0.0874 (-1.53) 0.0219 (0.50) 0.0253 (0.33) 0.0320 (0.91) stock market 0.0000 (1.62) KRX 0.0000 (-1.17) 0.1090 (0.36) 0.2829 (1.20) -0.0346 (-0.15) -0.0586 (-0.12) 0.4581 (0.63) 0.1819 (0.36) 0.0277 (0.05) -0.0251 (-0.10) -0.2097 (-0.27) 0.2006 (0.32) -0.0448 (-0.16) -0.0001 (-0.29) 0.0001 (0.30) 0.0141 (0.76) *** 0.3433 (4.23) 0.0277 (0.76) ** 0.1016 (2.20) *** 0.2213 (3.55) 0.0198 (0.19) *** 0.1960 (2.74) * -0.0937 (-1.69) 0.0433 (0.72) 0.0093 (0.11) 0.0373 (1.06) 0.0000 (0.85) 0.0000 (-0.55) 주: 1) *, **, *** 는 각각 양측 10%, 5%, 1%에서 유의함을 나타냄 2) 표준오차 계산 시 Newey and West(1987)의 이른바 Newey-West HAC 공식 을 사용하였음 앞서와 마찬가지로 최근 글로벌 금융위기의 시기인 2007년, 2008 년, 2009년 연도별로 원/달러 환율 변동성 방정식을 추정하여, 특 별히 결과가 달라지는지를 확인하고자 함 아래 <표 II-11>에 추정 결과를 나타냈으며, 시각적 편의상 변동성 의 자기회귀항은 제거한 후 추정 결과를 나타냄 외국인 KRX 주식시장 순매도, 외국인 KRX 장내시장 순매도 모두 원/달러 환율에 거의 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났으 나, 예외적으로 2009년의 경우 외국인 KRX 주식시장 순매도는 원/ - 36 -
달러 환율 변동성에 통계적으로 매우 유의한 양의 영향을 미치는 것으로 나타남 계수는 0.000035이며, 이는 외국인 KRX 주식시장 순매도 1백억원 증 가 시 일중 고가-저가 스프레드율로 측정한 변동성이 0.35% 증가하는 것으로 해석할 수 있어 경제적 유의성은 크지 않다고 판단됨 <표 II-11> 연도별 원/달러 환율 변동성 방정식 추정 결과 Panel A. 2007년 *** 0.000003 (2.57) KRX 0.000000 (-0.68) stock market Panel B. 2008년 stock market 0.000008 (1.03) KRX -0.000004 (-1.56) Panel C. 2009년 stock market 0.000012 (1.39) KRX 0.000002 (0.96) OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-1), (t-2)기 IV 추정 0.000000 (0.04) -0.000001 (-0.24) 0.000004 (1.06) -0.000003 (-0.71) OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-1), (t-2)기 IV 추정 -0.000970 (-0.03) 0.001212 (0.03) 0.000036 (0.50) -0.000062 (-0.57) OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-1), (t-2)기 IV 추정 0.000072 *** 0.000035 (0.58) (2.58) -0.000090 (-0.35) -0.000010 (-0.83) 주: 1) 2007년은 2007년 1월 2일부터 12월 28일까지 246 거래일, 2008년은 2008년 1 월 2일부터 12월 30일까지 248 거래일, 2009년은 2009년 1월 2일부터 8월 7일 까지 152 거래일 2) *, **, ***는 각각 양측 10%, 5%, 1%에서 유의함을 나타냄 3) 표준오차 계산 시 Newey and West(1987)의 이른바 Newey-West HAC 공식 을 사용하였음 결과적으로 2006년 이후 기간을 대상으로 한 분석 결과, 외국인 주식투자 또는 KRX 장내 자본시장 투자 행태가 원/달러 환율의 움직임 또는 변동성에 미치는 유의한 영향력은 없다고 판단됨 - 37 -
4. 외국인 장외 채권투자와 외환시장 연계성 가. 외환거래량 대비 외국인 장외 채권투자 규모 분석 앞서의 분석은 외국인의 KRX 주식시장에서의 매매가 원/달러 환율에 미치는 영향을 분석하였으나, 외국인의 자본거래가 KRX 에만 국한되는 것이 아니라 장외 채권시장에도 큰 비중으로 이루 어지고 있으므로 장외 채권시장에서의 외국인 자금 유출입이 원/ 달러 환율에 미치는 영향을 분석하고자 함 장외 채권시장에서 외국인 매도, 매수 자료가 월별로만 입수 가능 하여, 월 기준으로 분석함 표본기간: 2006년 1월 ~ 2009년 7월(총 43개월) 장외 채권시장에서 외국인 자금 유출입은 KRX 주식시장과 비슷 한 수준임 KRX 주식시장에서 월 외국인 순매도 평균편차: 2조 5,729억원 장외 채권시장에서 월 외국인 순매도 평균편차: 2조 6,773억원 양 시장에서 외국인 자금 유출입이 동일한 국면과 반대가 되는 국면이 쉽게 구분됨 2008년 9월경까지는 양 시장에서 외국인 자금 유출입이 전반적으 로 동일한 방향을 나타냄 그 이후에는 양 시장에서 거의 반대 방향으로의 외국인 자금 유출 입이 일어남 - 38 -
<그림 Ⅱ-13> 외국인 KRX 주식시장 순매도와 장외 채권시장 순매도 월별 추이 120,000 100,000 외국인 주식시장 순매도 외국인 장외 채권시장 순매도 80,000 60,000 40,000 억원 20,000 0-20,000-40,000-60,000-80,000 2009-07 2009-06 2009-05 2009-04 2009-03 2009-02 2009-01 2008-12 2008-11 2008-10 2008-09 2008-08 2008-07 2008-06 2008-05 2008-04 2008-03 2008-02 2008-01 2007-12 2007-11 2007-10 2007-09 2007-08 2007-07 2007-06 2007-05 2007-04 2007-03 2007-02 2007-01 2006-12 2006-11 2006-10 2006-09 2006-08 2006-07 2006-06 2006-05 2006-04 2006-03 2006-02 2006-01 월 주: 2006년 1월부터 2009년 7월까지 43개월 자료임 장외 채권시장에서 외국인 매매 행태만이 원/달러 환율에 영향을 주는 것이 아니라, KRX 장내 시장과 장외 채권시장을 포함한 전 체 자본시장에서의 매매 행태가 외환시장에 영향을 미치므로 장 외 채권시장에서 외국인 순매도와 자본시장(장외 채권시장 및 KRX 장내 시장)에서 외국인 순매도를 비교해볼 필요가 있음 4) 외국인 장외 채권시장 월 순매도의 평균편차: 2조 6,773억원 외국인 자본시장 월 순매도의 평균편차: 4조 5,232억원(외국인 장외 채권시장 월 순매도의 평균편차에 비해 약 1.7배) 표본기간 43개월 중 동일 방향은 28개월(65%), 반대 방향은 15개월(35%) 4) 물론 자본시장이 장외 채권시장과 KRX 장내시장으로만 구성되는 것이 아님. 이외에 도 장외 주식시장, M&A 시장, PE 시장 등도 자본시장의 구성 요소임. 하지만, 이들 시장에 대한 공식된 자료는 없음. 그러나 KRX 장내시장과 장외 채권시장이 전체 자 본시장에서 차지하는 비중이 절대적일 것이라고 사료됨 - 39 -
<그림 Ⅱ-14> 외국인 장외 채권시장 및 자본시장 순매도 (a) 월별 추이 150,000 100,000 외국인 장외 채권시장 순매도 외국인 자본시장(KRX 및 장외 채권시장) 순매도 50,000 억원 0-50,000-100,000-150,000 2009-07 2009-06 2009-05 2009-04 2009-03 2009-02 2009-01 2008-12 2008-11 2008-10 2008-09 2008-08 2008-07 2008-06 2008-05 2008-04 2008-03 2008-02 2008-01 2007-12 2007-11 2007-10 2007-09 2007-08 2007-07 2007-06 2007-05 2007-04 2007-03 2007-02 2007-01 2006-12 2006-11 2006-10 2006-09 2006-08 2006-07 2006-06 2006-05 2006-04 2006-03 2006-02 2006-01 월 (b) 산포도 120,000 100,000 r=20.83% 2사분면: 13월 1사분면: 27월 80,000 외국인 장외 채권시장 순매도 (억원) 60,000 40,000 20,000 0-20,000-40,000-60,000 3사분면: 1월 1사분면: 2월 -80,000-150,000-100,000-50,000 0 50,000 100,000 150,000 외국인 자본시장(KRX 및 장외 채권시장) 순매도 (억원) 주: 1) 2006년 1월부터 2009년 7월까지 43개월 자료임 2) r은 상관계수를 의미하며, 각 사분면에 해당 사분면에 속하는 개월수를 표시함 - 40 -
동일 기간 외환시장 월평균 달러 거래량은 약 152조원으로, 이에 비하면 외국인의 자본시장 또는 장외 채권시장에서의 거래 규모 스케일은 매우 작은 편 <그림 Ⅱ-15> 월별 달러 거래대금 및 원/달러 환율 2,500,000 1,600 달러 거래대금 원/달러 환율 1,500 2,000,000 1,400 1,500,000 1,300 억원 1,200 원 1,000,000 1,100 500,000 1,000 900 0 2009-07 2009-06 2009-05 2009-04 2009-03 2009-02 2009-01 2008-12 2008-11 2008-10 2008-09 2008-08 2008-07 2008-06 2008-05 2008-04 2008-03 2008-02 2008-01 2007-12 2007-11 2007-10 2007-09 2007-08 2007-07 2007-06 2007-05 2007-04 2007-03 2007-02 2007-01 2006-12 2006-11 2006-10 2006-09 2006-08 2006-07 2006-06 2006-05 2006-04 2006-03 2006-02 2006-01 800 주: 2006년 1월부터 2009년 7월까지 43개월 자료임 나. 외국인 장외 채권투자가 원/달러 환율 방향성에 미치는 영향에 대한 분석 외국인 장외 채권시장과 원/달러 환율의 월별 시계열 추이를 보 면 장외 채권시장에서 외국인 순매도가 증가할 때 원/달러 환율 이 상승하는 패턴은 관찰되지 않음 외국인 장외 채권 순매도와 원/달러 환율의 월별 증감율과의 산 포도에서는 오히려 음(-)의 상관관계가 나타남 상관계수가 -1.90%(t-값: -0.12)로 유의하지 않음 - 41 -
앞서 언급했듯이, 상관관계가 항상 인과관계를 의미하는 것은 아니 지만, 상관관계가 없다고 반드시 인과관계가 없는 것도 아님 <그림 Ⅱ-16> 외국인 장외 채권시장 순매도와 원/달러 환율 (a) 외국인 장외 채권시장 순매도와 원/달러 환율 월별 추이 120,000 100,000 외국인 장외 채권시장 순매도 원/달러 환율 1,600 1,500 80,000 60,000 1,400 40,000 1,300 억원 20,000 1,200 원 0-20,000-40,000 2009-07 2009-06 2009-05 2009-04 2009-03 2009-02 2009-01 2008-12 2008-11 2008-10 2008-09 2008-08 2008-07 2008-06 2008-05 2008-04 2008-03 2008-02 2008-01 2007-12 2007-11 2007-10 2007-09 2007-08 2007-07 2007-06 2007-05 2007-04 2007-03 2007-02 2007-01 2006-12 2006-11 2006-10 2006-09 2006-08 2006-07 2006-06 2006-05 2006-04 2006-03 2006-02 2006-01 1,100 1,000-60,000 900-80,000 800 (b) 외국인 장외 채권시장 순매도와 원/달러 환율 월별 증감율 산포도 20 r=-1.90% 15 10 원/달러 환율 증감율 (%) 5 0-5 -10-15 -20-80,000-60,000-40,000-20,000 0 20,000 40,000 60,000 80,000 100,000 120,000 외국인 장외 채권시장 순매도 (억원) 주: 2006년 1월부터 2009년 7월까지 43개월 자료임 - 42 -
외국인의 장외 채권시장 투자가 원/달러 환율에 미치는 영향을 분석하기 위해 아래 회귀 모형을 추정함 ex ex OTC bond market stock market capital market OTC bond market 는 월 외국인 장외 채권시장 순매도(억원) capital market 는 월 외국인 자본시장(장외 채권시장 및 KRX) 순매도 (억원) 표본기간: 2006년 1월 ~ 2009년 7월(총 43개월) 위 회귀모형 추정 시 설명변수인 외국인 장외 채권시장 순매도, 외국인 주식시장 순매도, 외국인 자본시장 순매도가 내생성을 지 닐 가능성이 높으므로, OLS보다는 IV 추정을 사용하는 것이 바 람직 <표 Ⅱ-12> 외국인 장외 채권투자의 원/달러 환율 증감율 방정식 추정 결과 OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-2), (t-1)기 IV 추정 0.0014 (0.16) ex -0.1499 (-0.80) OTC bond market 0.0000 (-0.74) stock market * 0.0000 (1.84) KRX 0.0000 (1.61) -0.1392 (-0.13) 0.6533 (0.11) 0.0002 (0.09) 0.0000 (-0.05) 0.0006 (0.15) 0.0045 (0.29) -0.2061 (-1.31) -0.0001 (-0.80) * 0.0001 (1.65) 0.0000 (1.01) 주: 1) * 는 양측 10%에서 유의함을 나타냄 2) 표준오차 계산 시 Newey and West(1987)의 이른바 Newey-West HAC 공식을 사용하였음 - 43 -
회귀모형 추정 결과, 외국인 장외 채권시장 순매도는 OLS, IV 추 정 모두에서 유의하지 않아, 장외 채권시장 유출입이 원/달러 환 율에 미치는 영향은 없는 것으로 판단됨 반면, 일별 자료 분석과는 달리 외국인 주식시장 월 순매도가 OLS 및 IV 추정(각 변수 (t-1)기, (t-2)기 도구변수로 사용) 시 10% 수준 에서 양(+)의 값으로 유의하게 나타남 5) 하지만, 양측 유의수준 10%하의 유의성으로는 인과관계를 규명하 기에는 한계가 있으며, 그러한 유의성을 인정한다고 하더라도 추정 계수를 감안하면 외국인 주식시장 순매도가 1조원 증가할 때 원/ 달러 환율이 1원 상승하는 것이므로 사실상 경제적 유의성은 없다 고 할 수 있음 나. 외국인 장외 채권투자가 원/달러 환율 변동성에 미치는 영향에 대한 분석 외국인 장외 채권투자가 원/달러 환율 변동성에 미치는 영향을 분석하기 위해 아래와 같은 변동성 방정식을 추정함 OTC bond market stock market KRX 는 월에 속하는 원/달러 환율 일일 증감율의 표준편차 표본기간: 2006년 1월 ~ 2009년 7월(총 43개월) 변동성 방정식에서도 설명변수의 내생성을 고려하여 IV 추정을 이용하는 것이 바람직 5) 일별 자료, 월별 자료 등과 같이 자료 빈도를 달리 할 때 주요 결과가 달라지는 것은 경험적 연구에서 자주 발생하는 일임 - 44 -
<표 Ⅱ-13> 외국인 장외 채권투자와 원/달러 환율 변동성 방정식 추정 결과 5.2908 (1.08) *** 0.4540 (3.50) -0.1421 (-0.56) 0.4770 (1.55) *** -0.2962 (-3.01) ** 0.3829 (2.45) -0.1264 (-0.55) * 0.5048 (1.89) * -0.3622 (-1.80) 0.6183 (1.24) -1.1444 (-0.94) OTC bond market -0.0001 (-1.22) stock market 0.0001 (1.36) KRX 0.0000 (0.16) OLS 추정 (t-1)기 IV 추정 (t-1), (t-2)기 IV 추정 -69.8835 (-0.11) 1.9701 (0.17) -1.0386 (-0.14) 2.4507 (0.14) -2.4870 (-0.13) 2.7971 (0.14) 1.5228 (0.10) 1.8717 (0.17) -4.7723 (-0.13) 7.4870 (0.12) -7.7020 (-0.13) -0.0001 (-0.06) 0.0007 (0.13) 0.0015 (0.11) 7.4779 (0.78) ** 0.5544 (2.63) -0.2013 (-0.49) 0.4926 (1.28) -0.2698 (-1.61) 0.3704 (1.44) -0.3145 (-1.00) 0.5446 (1.44) -0.4963 (-1.35) 0.3865 (0.57) -1.0119 (-0.63) 0.0000 (-0.02) 0.0000 (0.60) 0.0000 (-0.47) 주: 1) *, **, *** 는 각각 양측 10%, 5%, 1%에서 유의함을 나타냄 2) 표준오차 계산 시 Newey and West(1987)의 이른바 Newey-West HAC 공식 을 사용하였음 변동성 방정식 추정 결과, OLS, IV 추정 기법과 무관하게 외국인 장외 채권시장 순매도는 원/달러 환율 변동성에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타남 2006년 1월부터 월별 자료를 이용하여 분석한 결과, 외국인의 장 외 채권시장에서의 매매행태가 원/달러 환율의 움직임 및 변동성 에 미치는 유의한 영향은 없다고 판단됨 - 45 -
5. 외국인 채권투자와 스왑베이시스 변동성과의 관계 가. 스왑베이시스와 외국인 채권투자간의 추세 분석 통화 스왑베이시스는 국내 외화자금시장의 자금수요 압력을 나타 내는 지표임 이자율스왑의 고정금리 IRS와 통화스왑의 고정금리 CRS와의 차이 인 (IRS - CRS)로 측정 펀딩 코스트와의 비교, 자산/부채 스왑의 유용성 비교, 차익거래의 실제 cash flow 측정을 위해서는 국내 채권금리와 CRS와의 차이로 측정하는 것이 더 유용함 이 경우 통안채 금리와 CRS와의 차이, 국고채 금리와 CRS와의 차이 로 측정함 자산스왑의 증가는 자금시장에서 달러 수요와 원화 공급의 증가를 의미하고, CRS 리시브의 증가로 연결되어 CRS 하락과 베이시스 확대를 초래함 부채스왑의 증가는 자금시장에서 달러 공급과 원화 수요의 증가를 의미하고, CRS 페이의 증가로 연결되어 CRS 상승과 베이시스 축 소를 초래함 결국 환율과 함께 대외거래에 있어서의 한국자산(혹은 부채)의 상 대적인 가치 척도임 시장이 정상적인 경우에는 자산스왑의 증가는 차익거래 기회의 확대를 초래하고 부채스왑의 증가로 연계되어 대내외 금리차와 환율간의 관계가 균형을 유지함 - 46 -
그러나 작년과 같은 글로벌 금융위기로 인한 외화 유동성 고갈과 신용 및 유동성 리스크 프리미엄의 증가는 통화스왑시장의 균형 을 깨뜨려 스왑베이시스가 균형 상태로 회복되지 못하고 지속적 으로 확대 되는 현상을 유발함 <그림 II-17> 리스크프리미엄의 증가와 베이시스 확대 주: 1) swb1와 swb3은 각각 1년 및 3년물 CRS - IRS 스프레드임 2) mbscrs1과 ktbcrs3은 각각 통안채 1년 및 국채 3년물과 CRS 간의 스프레드임 자료: FnGuide, Datastream, Bloomberg <그림 II-17>에서 알 수 있듯이 LIBOR - OIS 스프레드로 측정되는 해외자금시장의 리스크 프리미엄의 확대, 그리고 외평채 CDS 프리 미엄에 반영된 국내 은행들의 해외 금융기관들로부터의 wholesale financing으로 인한 유동성 차환 리스크 증대로 인해 국내 외화자 금시장에서의 불균형이 지속적으로 확대되었음을 알 수 있음 - 47 -
베이시스의 확대와 축소는 차익거래 기회 편승을 위한 외국 채권 투자 자금의 유입을 유발하고, 이는 결과적으로 스왑시장이 균형 을 회복하기 위한 중요한 외화 공급원이 됨 <그림 II-18> 베이시스 확대와 외국인 채권순매수 주: 1) swb1와 swb3은 각각 1년 및 3년물 CRS - IRS 스프레드임 2) mbscrs1과 ktbcrs3은 각각 통안채 1년 및 국채 3년물과 CRS 간의 스프레드임 자료: FnGuide, Datastream, Bloomberg <그림 II-18>에서 볼 수 있듯이 베이시스 확대에 따른 외국인 채권 순매수세가 2007년 중후반 이후에는 활발하게 유입되다 2008년 후 반, 특히 글로벌 금융위기의 정점과 한국물 CDS 프리미엄이 최고 조를 기록한 기간에서는 순매수세의 감소와 순매도의 증가를 보임 2009년 중후반 리스크 프리미엄의 감소에 따라 외국인 채권 순매 수의 증가와 이에 따른 스왑베이시스의 축소를 관찰할 수 있음 - 48 -
한편 리스크 프리미엄의 지속적 확대는 미래 자금조달 여건에 대 한 불확실성을 야기하여 스왑시장의 변동성을 키우는 요인이 됨 <그림 II-19> 베이시스 확대와 변동성 증감 주: 1) swb1와 swb3은 각각 1년 및 3년물 CRS - IRS 스프레드임 2) mbscrs1과 ktbcrs3은 각각 통안채 1년 및 국채 3년물과 CRS 간의 스프레드임 3) swb1vol, swb3vol, msbcrs1vol, ktbcrs3vol 은 각각 변수의 20일 변동성(표준편 차) 이고 우측 Y좌표(%)로 측정 자료: FnGuide, Datastream, Bloomberg <그림 II-19>에서 베이시스가 급격히 확대된 시점과 변동성이 확대 된 시점이 일치하는 것을 알 수 있음 따라서 베이시스 변동성 증감은 베이시스를 확대 혹은 축소시키는 시 장 내외적인 요인에 의해 결정됨을 알 수 있음 본 보고서 IV장 2절의 국내 스왑시장 불균형 모형 에서 1년 만기 통안채 수익률과 1년 만기 CRS 금리와의 차이 및 3년 만기 국채 수익 률과 3년 만기 CRS 금리와의 차이로 측정된 스왑베이시스 결정모형식 의 추정 결과(<표 IV-4> 스왑시장 불균형 GARCH(1,1) 모형 추정 결 과) 국내외 위험 프리미엄인 LIBOR-OIS 스프레드와 외평채 CDS 프리 미엄이 매우 유의하게 베이시스 확대를 설명하는 것으로 나타남 - 49 -
<그림 II-20> 외국인 채권순매수와 스왑베이시스 변동성 주: 1) swb1와 swb3은 각각 1년 및 3년물 CRS - IRS 스프레드임 2) mbscrs1과 ktbcrs3은 각각 통안채 1년 및 국채 3년물과 CRS 간의 스프레드임 3) swb1vol, swb3vol, msbcrs1vol, ktbcrs3vol 은 각각 변수의 20일 변동성(표준편차) 이고 우측 Y좌표(%)로 측정 4) 외국인채권순매수는 20일 이동평균임 자료: FnGuide, Datastream, Bloomberg 나. 베이시스 변동성과 외국인 채권 순매수와의 산포도 분석 결과적으로 스와베이시스 변동성은 국내외 자금시장에서 외화수 급 여건상의 리스크인 유동성 및 신용 리스크의 증가 베이시 스의 확대 외국인 채권투자의 증가 및 베이시스 변동성의 확 대 순의 인과관계를 가짐을 알 수 있음 외국인 채권투자는 베이시스 확대에 따른 차익실현 동기에 의해 증가하므로 베이시스 변동성과 동행하는 성질을 보일 것임 외국인 채권투자의 결과로 베이시스 확대 문제가 해결될 경우 외 국인 채권투자의 증가는 변동성을 축소시키는 역할을 할 것임 - 50 -
따라서 외국인 채권투자 유입과 변동성과의 인과관계는 동행 내지 는 후행의 관계일 가능성이 큼 <그림 II-20>에서 외국인 채권순매수와 베이시스 변동성간의 관계 가 복합적인 모습을 보이는 것으로 나타남 2007년 7월 ~ 2008년 7월 기간에는 베이시스 확대 베이시스 변동 성확대 및 외국인 채권순매수 증가 베이시스 축소 및 베이시스 변 동성 감소 현상이 반복적으로 나타남 2008년 9월 ~ 2008년 3월 기간에는 베이시스 확대 베이시스 변동성 확대 및 외국인 채권순매수 감소 내지는 순매도 증가 현상이 나타남 2008년 3월 이후에는 베이시스 축소 외국인 채권순매수 증가 및 베이시스 변동성 감소 현상이 진행됨 <그림 II-21> 베이시스 확대와 외국인 통안채 순매수 자료: FnGuide, Datastream, Bloomberg - 51 -
<그림 II-21>과 같이 외국인 통안채 투자는 CRS-IRS 혹은 통안채 -CRS 베이시스의 확대에 대해 일정 범위(2~3% 포인트) 내에서는 순매수 포지션을 취하나 4% 포인트를 벗어나는 범위에서는 순매 도 포지션이 나타남 베이시스의 지속적 확대에 따른 차익거래 포지션의 손실을 확정하 기 위한 순매도일 가능성 <그림 II-22> 외국인 통안채 순매수와 베이시스 변동성 자료: FnGuide, Datastream, Bloomberg <그림 II-22>에서는 외국인 통안채 순매수와 베이시스 변동성과 의 관계를 설정하였음 양 스왑베이시스 변동성과 순매수의 관계를 파악하기 위해 통안채 -CRS로 측정한 베이시스와 순매수의 선형성을 전제로 추정한 계수 는 t-value 7.45를 나타내 1% 유의수준에서 유의미하나 계수값이 0.000으로 경제적 의미를 찾기는 어려움 - 52 -
또한 그림에서 보듯이 양 변수간의 관계가 선형관계라고 할 수 없기 때문에 의미 부여가 힘듦 그러나 변동성의 일정범위 내에서는 외국인 통안채 순매수와 변동 성과는 양의 관계를 가짐을 알 수 있고, 변동성의 범위가 0.7을 벗 어나는 구간에서는 순매도의 증가와 관계가 있음을 알 수 있음 <그림 II-23> 베이시스확대와 외국인 국채 순매수 자료: FnGuide, Datastream, Bloomberg <그림 II-23>과 <그림 II-24>에서 보듯 외국인 국채 투자는 CRS-IRS 혹은 통안채-CRS 베이시스의 확대 및 변동성에 대해 뚜 렷한 방향성을 보이고 있지 않음 양 관계의 통계적 선형관계도 90% 수준에서 유의하지 않음 - 53 -
<그림 II-24> 외국인 국채 순매수와 베이시스 변동성 자료: FnGuide, Datastream, Bloomberg 다. 스왑베이시스 확대와 채권 투자금액 및 방향성 분석 스왑베이시스가 일정한 분포를 갖는다고 가정하고 분포의 평균으 로부터 2x표준편차 그리고 3x표준편차 밖에서 관측될 경우(베이 시스의 이상 확대) 이와 관련된 외국인 채권 투자 금액과 방향성 을 분석할 수 있음 <표 II-14>는 스왑베이시스가 평균으로부터 각각 2x표준편차와 3x 표준편차 이상으로 확대된 시점의 외국인 통안채 순매수, 순매도, 매수, 매도, 총거래의 평균과 중앙값, 그리고 발생 회수를 보여주고 있음 평균적으로 순매수를 기준으로 283,694백만원 이상인 경우 스왑 베이시스의 2x표준편차 이상의 확대를 예상할 수 있음 - 54 -
2x표준편차를 기준으로 할 경우 매수 강도가 매도 강도보다 높음 순매수 평균금액 및 발생회수 > 순매도 평균금액 및 발생회수, 매수 평균금액 및 발생회수 > 매도 평균금액 및 발생회수 <표 II-14> 베이시스 확대와 외국인 통안채 거래 금액과 방향 (단위: 백만원) 스왑베이시스 2x표준편차 이상 확대 시 외국인 통안채 거래 순매수 순매도 매수 매도 총거래 평균 283,694 145,942 261,001 139,509 290,826 중앙값 200,000 51,760 190,050 60,000 200,000 최대 1,477,868 1,085,200 1,577,868 1,385,200 1,699,830 최소 2,000 1,000 240 760 1,000 발생회수 73 51 100 82 128 스왑베이시스 3x표준편차 이상 확대 시 외국인 통안채 거래 순매수 순매도 매수 매도 총거래 평균 177,815 223,125 157,507 245,268 306,019 중앙값 69,680 43,600 84,840 82,500 210,000 최대 558,000 1,085,200 698,000 1,385,200 1,699,830 최소 10,000 1,000 2,000 1,000 1,000 발생회수 11 27 24 32 38 주: 1) 2006년1월2일~2009년10월27일 까지의 일별 데이터 2) 스왑베이시스는 통안채-CRS 로 측정 자료: FnGuide, Bloomberg 평균적으로 순매도를 기준으로 223,125백만원 이상인 경우 스왑 베이시스의 3x표준편차 이상의 확대를 예상할 수 있음 따라서 급격한 베이시스의 확대는 매수 압력 보다는 매도 압력에 의한 영향이 더 큰 것으로 나타남 3x표준편차를 기준으로 할 경우 매도 강도가 매수 강도보다 높음 순매도 평균금액 및 발생회수 > 순매수 평균금액 및 발생회수, 매도 평균금액 및 발생회수 > 매수 평균금액 및 발생회수 - 55 -
III. 최근의 원/달러 환율 변동 1. 국면별 원/달러 환율 움직임 가. 원/달러 환율과 변동성 추이 최근의 원/달러 환율의 급격한 변화와 환율 움직임의 변동성 확 대는 <그림 III-1> 과 같이 국제 금융시장의 중요한 이벤트와 궤 를 같이 했음을 알 수 있음 <그림 III-1> 원/달러 환율과 변동성 추이 주: 변동성은 GARCH(1,1) 모형으로부터 추정한 연율화 수치임 자료: 한국은행 - 56 -
국면 I(2006.1.3~2007.8.9)은 원/달러 환율의 움직임이 거의 없고 변 동성도 낮은 시기임 환율 8.08% 절상, 평균 변동성 7.65% 국면 II(2007.8.10~2008.12.31)에서는 미국 서브프라임 문제점 부각과 그에 따른 국제 금융시장의 경색을 반영한 측면이 강함 환율 35.15% 절하, 평균 변동성 19.64% 국면 III(2009.1.2~2009.6.9)에서는 신흥시장으로의 리스크 전이가 부 각되면서 환율이 급격히 상승했다가 다시 하향 안정화, 그러나 변 동성은 평균적으로 높은 수준을 유지 함 환율 4.24% 절상, 평균 변동성 26.14% 나. 원/달러 거래량 및 호가 스프레드 추이 국내 외국환 중개사 6) 를 통한 현물환 일평균 거래량은 2006 년~2009년 사이에 평균 72억 달러임 그러나 Lehman 사태 이후에는 <그림 III-2>에서와 같이 거래량 이 급감하여 2008년 11월 18일에는 22억 달러를 기록하기도 함 원/달러 환율 향방에 대한 시장에서의 일방적 기대감 형성은 달러 물량의 공급을 급격하게 위축시킴 거래량 급감은 <그림 III-3> 과 같이 유동성 부족에 따른 호가 스 프레드의 확대와 환율의 급등을 초래함 6) 서울외국환중개, 한국자금중개 - 57 -
<그림 III-2> 원/달러 환율과 거래량 추이 자료: 서울외국환중개, 한국자금중개, 한국은행 2. 원/달러 환율의 통계적 특성 가. 원/달러 환율 일별 변화율의 분포 원/달러 환율 일별 변화율의 분포는 <그림 III-4>에서와 같이 첨 도가 매우 높고 fat-tail이 강하게 나타나는 분포임 Fat tail은 정규분포에 비해 좌우 양측으로 극단적 값들이 많이 분 포한다는 것을 의미함 이는 원/달러 환율이 국면 I과 같이 평소에는 변화가 미미한 움직 을 보이다가 대내외적인 충격이 발생할 경우 가격이 급격하게 변 하는 특성을 보여주는 통계임 - 58 -
<그림 III-3> 원/달러 일별 거래량 및 호가 스프레드 추이 자료: 서울외국환중개, 한국자금중개, 델톤 나. 시계열 특성 원/달러 환율의 시계열 특징은 변동성 시간 가변성과 운집성의 특성을 모형화한 GARCH(1,1) 모형으로 설명될 수 있음 ex 추정 결과는 <표 III-1> 와 같음 - 59 -
<표 III-1> 원/달러 환율 변화율의 GARCH(1,1) 모형 추정 결과 (i) 평균방정식 계수 (ii) 분산방정식 계수 추정값 (t-값) -0.0329 (-1.18) 0.0427 (0.65) 추정값 (t-값) ***0.0066 (6.15) ***0.1813 (9.17) ***0.8175 (53.35) <그림 III-4> 원/달러 환율 일일 증감률 히스토그램 - 60 -
3. 각국 통화들과의 비교 가. 거래량 비교 전 세계 통화들의 일별 거래량을 기준으로 2007년 기준 통화별 거래 비중의 순위를 보면 한국 원화의 비중 순위는 14위임 7) <표 III-2> 각국 통화의 거래 비중 순위 통화 2001 2004 2007 1(1) US dollar 90.4 88.7 86.3 2(2) Euro 37.7 37.2 37.0 3(3) Japanese Yen 22.7 20.3 16.5 4(4) Pound sterling 13.3 16.9 15.0 5(5) Swiss franc 6.1 6.1 6.8 6(7) Australian dollar 4.2 5.5 6.7 7(6) Canadian dollar 4.5 4.2 4.2 8(9) Swedish krona 2.1 2.3 2.8 9(8) Hong Kong dollar 2.2 1.9 2.8 10(10) Norwegian krone 1.1 1.5 2.2 11(20) New Zealand dollar 0.2 1.0 1.9 12(14) Mexican peso 0.8 1.1 1.3 13(13) Singapore dollar 0.9 1.0 1.2 14(15) Korean won 0.7 1.2 1.1 15(11) South African rand 1.0 0.8 0.9 16(12) Danish krone 1.0 0.9 0.9 17(17) Russian rouble 0.4 0.7 0.8 18(16) Polish zloty 0.5 0.4 0.8 19(21) Indian rupee 0.2 0.3 0.7 20(22) Chinese renminbi 0.0 0.1 0.5 21(19) New Taiwan dollar 0.3 0.4 0.4 22(18) Brazilian real 0.4 0.2 0.4 주: 모든 거래는 쌍방거래이므로 이중 집계되어 비중의 합계는 200%, ( )안 순위는 2001 년도 순위임 자료: Galati and Heath (2007) 7) 2007년 기준인 이유는 BIS에서 세계 통화의 일별 거래량 집계를 3년 주기로 하기 때 문임 - 61 -