외환위기 이후 요인별 분해와 시사점™¸환위기_이후...이는 1999년까지는...

외환위기 이후 경기변동의 요인별 분해와 시사점

2001. 4

심 재 웅

본 보고서는 경제연구센터 심재웅 책임연구원이

집필한 것입니다. 본 보고서의 내용은 필자의

개인적인 견해이며 LG 경제연구원의 공식견해가

아님을 밝혀드립니다

i

<요 약>

■ 얼마 전 정부는 올해 경제성장률 5~6%, 물가 3%, 실업률 3%를 골간으로 하

는 당초 거시경제운용목표를 재점검해 하반기 정책운영에 반영하겠다는 견

해를 발표한 바 있음.

■ 그러나 올바른 거시경제운용목표의 수정은 당연히 과거 경기변동을 일으킨

핵심적인 요인이 어디에 있는지, 그 영향이 앞으로 어떻게 나타날 것인지 등

에 대한 분석을 전제로 해야 할 것임.

■ 이를 위해서는 최근의 경기변동을 발생시킨 근본적인 ‘충격’이 어디로부터

발생했는지를 분석할 필요가 있으며 경기안정대책의 수립도 기본적으로 이

러한 충격 식별에 근거해야 할 것임.

■ ‘충격’이란 경기변동을 일으키는 근본적인 ‘힘’에 해당하는 것으로 충격이

없다면 경기변동은 존재하지 않을 것이며 경제는 주어진 추세(deterministic

trend)를 따라 일정하게 성장할 것임.

■ 요인별 분해란 경기변동을 발생시킨 각 부문 충격을 식별하고 이러한 충격

들이 생산(실질 GDP)에 미치는 동태적인 영향을 추정해 주어진 시기의 생산

량 변동을 각각의 충격과 그 파급효과에 기인하는 부분으로 분해하는 것임.

■ 본 보고서에서는 IS(재화시장 균형)-LM(화폐시장 균형)-AS(총공급 능력) 모

델을 근간으로 하는 시계열 모형과 역사적 분해(Historical Decomposition) 방

법을 이용해 제6순환기 경기상승국면의 정점을 형성했던 1996년 1/4분기 이

후 경기변동을 이끌어 온 부문별 충격과 그 영향을 분석하고자 하였음.

90년대 후반 잠재성장률 저하

■ 이러한 분석 결과로 도출된 첫번째 결론은 6순환기 경기정점 이후 우리경제

의 총공급 부문(AS)에 발생한 마이너스 충격의 빈도와 강도가 그 이전 시기

에 비해 증가해 왔다는 점임.

■ 총공급 능력이란 어떤 경제가 토지, 자본, 노동 등 가용생산요소를 모두 투

ii

입했을 때 얻어지는 산출량을 의미함.

■ 따라서 총공급 부문에 마이너스 충격의 발생 빈도와 강도가 증가해 왔다는

것은 우리경제의 잠재성장률이 다소 빠르게 하락해 왔을 것이라는 점을 시

사하는 것임.

■ 실제로 보다 단순화된 시계열 모형(Hodrick-Prescott Filter)을 이용해 우리경제

의 잠재성장률을 추정해 보면 90년대 중반까지는 7%대를 유지해 왔으나 6

순환기 경기정점을 계기로 4~5%대로 급격히 낮아졌음을 확인할 수 있음.

■ 이러한 잠재성장률의 저하는 기술혁신의 정체, 90년대 후반 중복과잉투자로

인한 자본생산성의 저하, 노동인구 투입증가율의 둔화 등 복합적인 요인들

이 작용했을 것으로 보임.

■ 따라서 현 시점에서 총수요관리정책을 핵심으로 하는 거시경제정책만으로는

잠재성장률 하락과 같은 보다 근본적인 문제를 해결하는데 한계가 있으며

성장잠재력을 높일 수 있는 구조조정 정책이 강도 높게 추진돼야 할 것임.

<그림 1> 우리경제의 잠재성장률 변화 추이

8.1

7.17.4

9.0

7.3

4.6

3.0

4.0

5.0

6.0

7.0

8.0

9.0

10.0

'72~'75 '76~'80 '81~'85 '86~'90 '91~'95 '96~'00

%

주: Hodrick-Prescott Filter 를 이용해 추정

실질지출부문(IS부문) 충격이 경기하강 주도

■ <그림 2>에서 보면 외환위기 당시 실질지출부문 충격의 효과를 제거한 GDP

가 실제 GDP보다 상당히 높게 위치하고 있음을 볼 수 있는데 이는 당시 실

질지출부문에서 발생한 충격이 상당한 경기하강압력을 가져왔음을 의미함.

iii

■ 그러나 1998년 3/4분기 이후로는 실질지출부문 충격 제거시의 GDP가 실제

GDP를 초과하는 정도가 빠른 속도로 축소되기 시작했으며 1999년 3/4분기

이후로는 실제 GDP를 크게 하회하기 시작했음을 볼 수 있음.

■ 이는 1998년 3/4분기부터 시작된 7순환기 경기상승국면이 실질지출부문 충

격에서 발생한 경기확장효과에 상당부분 기인한다는 점을 시사함.

■ 그러나 2000년 3/4분기 이후로는 실질지출부문 충격효과 제거시의 GDP와

실제 GDP의 갭이 빠른 속도로 축소되기 시작했음을 볼 수 있음.

■ 따라서 본 보고서의 두번째 결론은 2000년 하반기부터 발생한 실물경기의

급격한 둔화가 실질지출부문 수요(민간소비+정부부문순지출+총투자+순수출)

에서 발생한 강력한 네거티브 충격과 밀접한 관계가 있다는 점임.

<그림 2> 제6순환기 경기정점 이후 부문별 충격이 생산에 미친 영향

주: 실질 GDP, M3, GDP 디플레이터, 금리(5 년만기 국채), 본원통화, M3 통화승수 등으로 구성된 장기구조벡터자기회귀모형(long-run SVAR)모형을 이용한 역사적 분해(Historical Decomposition) 결과임. 모형과 추정방법에 대한 보다 자세한 논의는 본문 참조. 추정기간은 1980~2000 분기자료.

90

95

100

105

110

115

120

125

95 96 97 98 99 00

(조원)

실제 GDP

지출부문 충격효과

제거시 GDP

90

95

100

105

110

115

120

125

95 96 97 98 99 00

실제 GDP

화폐수요 충격효과

제거시 GDP

(조원)

90

95

100

105

110

115

120

125

95 96 97 98 99 00

실제 GDP

화폐공급 충격효과

제거시 GDP

(조원)

90

95

100

105

110

115

120

125

95 96 97 98 99 00

실제 GDP

금융중개 충격효과

제거시 GDP

(조원)

iv

민간소비, 정부부문, 수출 수요 위축이 주요인

■ 본 보고서는 이러한 지출부문의 하강충격을 주도한 세부 요인이 무엇인지를

충격식별 방법을 통해 분석하였음.

■ <표 1>에서 보는 것처럼 2000년 2/4분기 이후 실질지출부문에서 발생한 경

기하강압력은 민간소비(내구재 + 비내구재 소비)의 자발적인 감소충격에 적

지 않은 영향을 받은 것으로 보임.

■ 충격반응실험을 통해 분석해 보면 민간소비의 자발적인 감소충격에 대해 생

산은 장기간 침체되는 것으로 나타났음.

■ 이는 민간소비의 자발적인 감소충격이 미래의 장기적인 소득전망을 비관적

으로 보기 때문에 발생한 것이 아닌가라는 점을 시사하고 있음.

■ 한편 <표 1>에서 보면 2000년 2/4분기와 4/4분기에 정부순지출(government’s

net expenditure, 통합재정수지 상의 ‘지출’ – ‘수입’) 부문에서 발생한 강력한

마이너스 충격 또한 경기에 상당히 부정적인 영향을 미친 것으로 보임.

<표 1> 실질지출부문(IS부문)의 세부 항목별 충격식별 결과

내구재 비내구재

정부 순지출

건설투자 설비투자 재고투자 순수출 수출

(구매력) 수입

1998 -2.42 -5.62 -0.21 0.74 -2.20 -4.26 5.58 1.19 4.39

-0.27 0.67 0.25 0.25 1.24 0.53 -0.78 0.19 -0.97

0.47 0.90 0.49 0.91 0.73 0.28 -0.35 -0.02 -0.33

0.99 0.79 -0.05 0.42 -0.25 0.20 -0.72 0.95 -1.67

1999 -0.24 0.78 0.14 0.87 0.36 0.02 0.06 -0.18 0.24

0.10 -0.81 1.07 0.81 -0.78 -0.62 -0.80 -1.03 0.23

0.08 -0.47 0.00 -1.07 0.19 -0.72 1.38 0.14 1.24

0.07 0.07 1.20 -0.89 0.66 0.21 -1.73 -0.71 -1.02

2000 1.81 -0.30 1.02 0.61 3.39 -1.36 -2.59 -0.37 -2.21

-0.19 -1.56 -2.73 0.19 -0.16 -1.78 1.48 -0.06 1.54

-1.08 -0.50 1.73 -0.09 0.04 0.19 -0.40 -0.25 -0.15

-1.17 -0.33 -3.88 0.31 -0.80 -1.26 -0.10 -1.12 1.01 주: 1970 년 1/4 분기~2000 년 4/4 분기까지 국민계정상의 구성요소로 이루어진 단기구조벡터자기회귀모형 (contemporaneous SVAR)을 활용. 여기서 ‘충격’이란 반드시 해당변수의 절대적인 증가나 감소와 일치하는 것은 아님. 다른 모든 경제여건들을 감안해 볼 때 특정변수의 증가세가 지나치게 둔화되었다면 이 경우에도 마이너스 충격이 발생한 것으로 해석됨. 여기서 충격수치는 각 변수의 표준편차로 정규화(normalization)한 것임. 충격분해(shock decomposition) 방법에 대한 보다 자세한 논의는 본문을 참조하기 바람.

v

■ 이는 1999년까지는 팽창적이었던 정부의 재정정책 기조가 2000년 2/4분기를

계기로 상당한 긴축기조로 급선회했다는 것을 의미함.

■ 당초 정부는 2000년 통합재정수지를 GDP의 –3.6%로 설정했었지만 실제로는

1.1%의 흑자가 발생하면서 무려 4.7%p에 달하는 긴축오차가 발생했고 그 결

과 ‘의도되지 않은’ 강력한 긴축효과가 발생한 것으로 보임.

■ 적어도 2000년 2/4분기까지는 경기과열의 기미가 존재했었다는 점에서 긴축

기조가 문제가 되지 않지만 이미 3/4분기부터는 경기가 상당한 하강압력에

직면했었음을 감안할 때 잘못된 정책 수행이었다고 평가될 수 있을 것임.

■ 다른 한편으로 2000년 4/4분기에 수출부문에서 발생한 마이너스 충격 또한

경기에 상당한 부담을 준 것으로 보임. 여기에는 단순히 물량증가율의 둔화

뿐만 아니라 반도체가격 하락 등 단가요인도 상당한 기여를 한 것으로 보임.

■ 다만 순수출 부문이 크게 악화되지 않은 것은 수입 부문에서도 커다란 마이

너스 충격(따라서 성장률에는 플러스 충격으로 작용함)이 발생했기 때문인

것으로 보임.

보수적인 통화정책 운용도 경기하강압력에 일조

■ <그림 2>에서 보면 한국은행의 통화정책 충격은 1996년 1/4분기 이후의 경

기변동을 발생시킨 주된 요인은 아닌 것으로 분석됨.

■ 1998년과 2000년에 간헐적인 긴축효과가 나타나긴 했지만 실제 GDP와 통화

정책 충격효과 제거시의 GDP가 근소한 차이 밖에 보이지 않고 있다는 점을

볼 때 실제 경기에 미친 영향은 크지 않았던 것으로 보임.

■ 그러나 통화정책을 광의의 의미로 해석해 보면 이 시기의 한국은행의 통화

정책기조는 상당히 보수적이었다고 재평가될 소지가 있음.

■ 광의의 통화정책이란 단순히 본원통화 공급만이 아니라 화폐수요를 포함하

는 화폐시장 균형(Liquidity Demand=Money Supply, 즉 LM부문) 전체의 변화

라 할 수 있음.

■ <그림 2>에서 보는 것처럼 외환위기 당시 화폐수요 부문에서 발생한 충격이

vi

경기에 상당한 하강압력을 미치고 있었음에도 불구하고 한국은행은 이를 적

극적으로 수용(accommodate)하기에 충분할 정도로 완화된 통화정책을 실시

하지 않았다고 볼 수 있음.

■ 또 2000년 하반기에도 화폐수요 부문과 금융중개 부문에서 다시 경기하강압

력이 발생했음에도 불구하고 이를 적극적으로 수용하기 보다는 오히려 완만

하긴 하지만 긴축정책으로 대응했다는 점에서 통화정책은 다소 보수적이었

다고 평가될 수 있을 것임.1

<그림 3> 제6순환기 경기정점 이후 총수요 부문 충격의 성장기여

-14

-12

-10

-8

-6

-4

-2

0

2

4

6

8

96 97 98 99 00

%

AD effects

6순환기

경기하강국면IS effects

LM effects

정부의 거시경제운용목표 재점검에 부쳐

■ 당초 정부는 올해 거시경제운용목표를 설정하면서 통합재정수지를 GDP의

0.1% 적자로 계획한 바 있으나 여기에는 적어도 두 가지 문제점이 존재함.

■ 첫번째는 정부가 올해에도 지난해와 동일한 오류를 범할 소지가 있다는 점

임. 즉 올해에도 지난해와 같은 의도치 않은 ‘긴축오차’가 발생해 경기에 부

담을 줄 가능성이 있다는 점임.

■ 현재 우리경제는 조세수입 면에서 구조적인 변화를 겪고 있음. 사회의 전반

1 여기서 금융중개 부문에서 발생한 경기하강압력이란 신용경색(credit crunch)으로 인해 발생한

경기하강압력을 지칭하며 본 보고서가 사용한 모델에 있어서는 M3 통화승수의 하락충격을 의미함.

vii

적인 투명성 제고로 과표현실화가 빠르게 진전되고 있으며 이 때문에 과거

에 비해 세수가 빠른 속도로 증가하고 있음.

■ 따라서 정부는 올해에도 통합재정수지 목표를 ‘초과달성’할 가능성이 있으며

실제로 올해 1월과 2월에도 통합재정수지는 각각 GDP의 1.4%와 1.1%의 흑

자를 시현한 바 있음.

■ 이는 재정자금조기집행을 통한 제한적인 경기부양정책이라는 당초 정책방향

과는 상당한 거리가 있는 결과라 할 수 있음.

■ 두번째로 정부의 의도대로 통합재정수지가 GDP의 –0.1%로 실현된다고 해도

이게 과연 현재의 경기하강압력을 완화하기 위한 재정정책으로서 충분한 수

준인가 하는 점임.

■ 이미 당초 정부가 계획했던 5~6%대의 성장목표가 달성불가능하다는 점이

분명해졌다면 정부는 지나치게 보수적으로 설정된 통합재정수지 목표를

GDP의 –2%까지는 수정할 필요가 있을 것으로 보임.

■ 다른 한편으로 미, 일 등 대외경제여건의 악화로 국내경기 침체가 심화될 경

우 정부는 한국은행과의 긴밀한 협조를 통해 통화정책 기조를 완화하는 방

안을 적극적으로 고려해 볼 필요가 있음.

■ 통화정책 완화는 단순히 금리인하만을 포함하는 것이 아니라 현재 엔저를

배경으로 시장에서 형성되고 있는 원화절하압력을 용인함으로써 순수출을

포함한 총수요증대에 바람직한 환경을 조성하는 것도 포함됨.

■ 현 상황에서 지나치게 물가안정만을 중시해 시장개입을 통해 원화의 절하압

력을 중화시키려는 노력은 가능하지도 않을 뿐더러 바람직하지도 않다고 볼

수 있음.

■ 수출은 2001년 상반기에 실물경기가 지나치게 위축되는 것을 완화할 수 있

는 유일한 성장주도 부문임에도 불구하고 수출이 4월 15일말 현재 전년동기

대비 –7.8% 증가율을 기록하고 있음에 정책담당자들은 주목할 필요가 있음.

< 목 차>

< 요약 >

I. 경기변동의 요인별 분해의 필요성과 방법·1

II. IS-LM-AS 모형을 활용한 경기변동의 요인분해·4

1. 장기구조시계열 모형을 통한 충격식별·4

2. 거시경제 부문별(IS-LM-AS) 경기변동요인의 추정 결과·10

3. 충격분해의 한계와 Historical Decomposition·21

III. 국민계정 모델을 활용한 실질지출부문 충격분해·36

1. 국민계정 구성요소 모델·36

2. 실질지출부문(IS) 세부 항목별 충격식별 결과·41

IV. 시사점·47

<참고문헌>·53

<표⋅그림 목차>

<표 III-1> 실질지출(IS) 부문별 충격의 식별 결과⋅41

<그림 I-1> 경제성장률(계절조정, 전기비연율)의 변화와 경기순환일⋅2

<그림 II-1> 거시경제 부문별(IS-MD-MS-MM-AS) 충격의 식별 결과⋅11

<그림 II-2> 실질 성장률의 예측오차⋅14

<그림 II-3> 본원통화량의 변화추이와 통화긴축 시점⋅18

<그림 II-4> 거시경제 부문별 충격에 대한 생산의 충격반응분석⋅23

<그림 II-5> 경기변동의 Historical Decomposition⋅29

<그림 II-6> 제 6 순환기 경기정점 이후 총수요 부문 충격의 성장기여⋅35

<그림 III-1> 지출부문별 충격에 대한 실질 GNI 의 충격반응⋅26

외환위기 이후 경기변동의 요인별 분해와 시사점 1

Ⅰ. 경기변동의 요인별 분해의 필요성과 방법

■ 얼마 전 통계청은 제7순환기 경기확장국면의 기준순환일이 되는 경기저점을

1998년 8월로 선정, 발표한 바 있음.

■ 이에 따르면 제6순환기 확장국면의 정점은 1996년 3월에 발생했으며 이후

1998년 8월까지는 하강국면(수축 또는 불황국면이라고도 불림)이 발생했음.

■ 제6순환기 수축국면은 1997년 말에 발생한 외환위기라는 중대한 사건을 포

함하고 있다는 점에서 과거의 불황국면과는 뚜렷이 대별되는 특징들을 가지

고 있는 것으로 보임.

■ 우선 실질 GDP의 성장률(계절조정, 전기비연율 기준) 하락폭 자체가 과거

그 어느 때의 불황국면과도 비교할 수 없을 정도로 혹독했음.

■ 과거 불황국면에서 성장률은 반드시 마이너스를 기록한 것은 아니었으며(제

2순환기 불황국면의 경우) 또 마이너스를 기록한다고 해도 10%를 크게 넘지

않는 수준이었음.

■ 제6순환기 경기불황 국면에서 우리경제의 성장률은 마이너스 22%(1998년

1/4분기)에 달할 정도로 급격한 수축국면을 경험한 바 있음.

■ 제6순환기 불황국면은 지속기간(duration) 면에서도 유례없이 길었다는 특징

을 가지고 있음.

■ 1970년 이후 다섯번의 경기순환주기에서 불황국면의 평균적인 지속기간은

17개월에 불과했으나 제6순환기 불황국면은 30개월이나 지속된 바 있음.

■ 그러나 외환위기를 전후한 시기의 경기변동이 갖는 중요성은 단순히 성장률

의 하락폭 자체가 크다거나 수축국면의 지속기간이 길었다는 것만으로는 이

해될 수 없음.

■ 보다 중요한 점은 제6순환기 수축국면 이후에 나타난 확장국면이 초기의 강

력한 상승세에도 불구하고 매우 불안정한 성격을 나타냈다는데 있음.

2

<그림 I-1> 경제성장률(계절조정, 전기비연율)의 변화와 경기순환일

-30

-20

-10

0

10

20

30

40

70 72 74 76 78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00

%(계절조정, 전기비연율)

■ 아직 통계청이 제7순환기 경기확장국면의 정점을 발표하고 있지 않지만 현

재의 경기둔화 추세가 지속될 경우 2000년 8월이 경기정점이 될 가능성이

높은 것으로 보임.

■ 과거 평균적인 경기확장기간이 34개월이었던 점을 감안하며 이는 제1순환기

확장국면(23개월) 이후로 가장 짧은 확장국면으로 기록될 가능성이 높음.

■ 본 보고서는 외환위기 이후 경기변동이 갖는 이러한 특징들을 보다 잘 이해

하고 미래의 경기변동을 예측하는데 유용한 정보를 확보하는 것을 목적으로

하고 있음.

■ 경기변동이란 크게 순환주기(cycle)를 발생시키는 충격(shock)과 최초의 충격

을 경제전체로 동태적으로 전파시키는 확산메커니즘(propagation mechanism)

으로 구분될 수 있음.

■ 여기서 본 보고서가 집중하고자 하는 것은 경기변동을 발생시키는 충격이라

할 수 있음.

○ 충격이란 경기변동의 원인에 해당하는 것으로 이것이 없었다면 경기변동은 존재할

수 없으며 경제는 확정적인 추세를 따라 순환주기 없이 일정하게 성장할 것임.

○ 본 보고서가 우선 경기변동을 발생시키는 충격을 식별하는데 주안점을 두는 것은

확산메커니즘이 중요하지 않기 때문이 아니라 충격의 식별이 경기변동을 이해하는


데 출발점이 되기 때문임.

■ 이하 본 보고서는 IS(재화시장 균형)–LM(화폐시장 균형)–AS(총공급 부문) 모

형을 근간으로 하는 시계열 모형을 활용해 거시경제의 각 부문별로 발생한

충격을 식별하고자 함.

○ IS–LM 모델을 이론적인 기초로 삼는 이유는 이 모델에 대해 제기된 다양한 비판

에도 불구하고 아직까지는 직관적인 설득력과 실제 거시경제 데이터가 갖는 경험

적인 특성과의 일치성 면에서 이를 대체할 다른 모형이 존재하지 않기 때문임.

■ 우선 II장에서는 장기구조벡터자기회귀(long-run structural vector autoregressive

model, 이하 LSVAR) 모형을 이용해 IS, LM, AS 부문에 발생한 각각의 충격

과 경기변동에 미친 영향을 식별하고자 함.

○ 이는 Blanchard and Quah(1989)에 의해 일반화된 총수요(AD)–총공급(AS) 모델을 확

장한 것으로 볼 수 있음.

○ Blanchard and Quah(1989)는 GDP 변동을 총수요측 충격에 의한 부분과 총공급측 충

격에 의한 부분으로 분해할 수 있는 편리한 방법을 제공하고 있지만

○ 총수요측 충격의 세부항목을 분해할 수 없기 때문에 직관적인 설명력을 갖기 힘들

다는 문제점을 안고 있음.

■ 특히 II장에서는 Gali(1992), Keating(1992), Walsh(1993) 등의 기존 연구와 달리

LM 시장을 통화수요와 통화공급 뿐만 아니라 통화승수(money multiplier) 부

분에 발생한 충격까지 식별하고자 하였음.

○ 이는 IS–LM 모델에 대해 제기된 비판 중 가장 중요한 통화공급의 외생성 가정

(exogeneity of money supply)을 완화하고

○ 특히 2000년 들어 심화되고 있는 것으로 평가되는 신용경색(credit crunch) 현상이

경기변동에 미친 영향을 분석하기 위한 것임.

■ 나아가 II장에서는 식별된 충격들을 기초로 실제 시계열을 재구성해내는 역

사적 분해(historical decomposition) 방법을 이용해 제7순환기 경기확장국면과

후퇴국면을 이끌어온 근본적인 동인을 분석하고자 하였음.

■ III장에서는 IS(재화시장) 부문에 발생한 충격을 보다 세분화해서 분석하고자

하였음.

4

■ 이는 최근 들어 경기악화의 주범으로 인식되고 있는 민간소비 감소의 원인

이 어디에 있는가를 평가하는데 중요한 정보를 제공할 것으로 기대됨.

■ 이를 위해 본 보고서는 국민계정상의 구성요소들로 구성된 단기벡터자기회

귀(contemporaneous structural vector autoregressive model, 이하 CSVAR) 모형을

이용해 실질지출부문(real expenditure)별로 발생한 충격을 식별하고자 하였음.

■ IV장에서는 이상의 분석에 기초해 외환위기 이후 경기변동이 갖는 특징을

정리하고 향후 경기변동의 전개방향과 거시경제정책에 대한 시사점을 도출

해 보고자 함.

II. IS-LM-AS 모형을 활용한 경기변동의 요인분해

1. 장기구조시계열 모형을 통한 충격식별

■ 앞서 언급한 바와 같이 경기변동의 원인을 추정하기 위해서는 거시경제 부

문별로 발생한 구조적 충격(structural shock)을 식별할 필요가 있음.

○ 과거에는 경제성장이 자립적인 순환주기를 갖는 것으로 이해돼 왔으나 오늘날에는

구조적 충격이 없는 자립적인 순환주기란 존재할 수 없다는 것이 일반적 견해가

되고 있음(Chatterjee(2000) 참조).

■ 이러한 구조적 충격을 추정하는데 있어 첫걸음이 되는 것은 적절한 거시경

제 시계열 모형(macroeconomic time series model)을 구성해 내생변수들의 과거

움직임에 기초해 현재의 변화를 예측하고 이 예측치와 실제치의 차이를 의

미하는 예측오차(forecast error)를 조사하는 것임.

■ 만약 현재기에 구조적 충격이 발생하지 않았다면 경제는 과거에 발생한 충

격들에 의해 주어진 경기확산 메커니즘(propagation mechanism)을 따라 운동

할 것이며 이는 시계열 모형을 통해 근사치로 추정될 수 있을 것임.


■ 그러나 만약 현재기에 특정 변수에 대해 중대한 구조적 충격이 발생했다면

이는 해당 변수와 시스템 내의 다른 변수들의 과거 움직임만으로는 설명될

수 없는 커다란 예측오차를 만들어낼 것임.

■ 특정 변수에 발생한 이러한 예측오차는 이 변수에 대해 상당한 구조적 충격

이 발생한 것이 아닌가라는 점을 짐작하게 해주는 ‘일차적’ 정보로서 중요한

의미를 지님.

○ 이러한 예측오차는 잔차(residuals)라고도 불리며 Sims(1980)의 관례에 따라 이노베

이션(innovation)이라고도 불림.

■ 그런데 문제는 이러한 예측오차가 우리가 궁극적으로 식별하고자 하는 구조

적 충격과 일반적으로 동일하지 않다는데 있음.

○ 이는 거시경제 각 부문에 발생한 구조적 충격들이 정의상 서로 상관돼 있지 않은

독립된(orthogonalized) 외생적(exogenous) 충격을 의미하는 반면

○ 예측오차는 일반적으로 서로 긴밀하게 상관돼 있기 때문이라 할 수 있음.

■ 예를 들어 이번 기에 소득변수에 커다란 마이너스 충격이 발생했다고 하면

이러한 구조적 충격은 분명히 소비에도 커다란 영향을 미칠 것이며 따라서

소득변수뿐만 아니라 소비변수에서도 커다란 마이너스 예측오차가 발견될

것임.

■ 이 경우 소득변수와 소비변수 모두에 커다란 마이너스 예측오차가 목격되었

다고 하더라도 소득의 예측오차는 경기변동을 발생시킨 ‘원인’에 해당하는

반면

■ 소비에 발생한 예측오차는 소득변수에 발생한 예측오차의 ‘결과’에 해당한다

고 보는 것이 올바른 판단이 될 것임.

○ 다시 말해 소득변수에서 관측되는 예측오차는 소득변수에 발생한 구조적 충격과

관련되지만 소비변수에서 관측되는 예측오차는 소비변수 자신에 발생한 구조적 충

격과는 무관한 것이라고 판단하는 것이 올바름.

■ 충격식별(shock identification)이란 결국 이렇게 서로 상관돼 있는 거시경제 부

문별 예측오차로부터 진정한 원인이 되는 구조적 충격들을 분리시켜 내는

작업이라 할 수 있음.

6

○ 보다 직관적으로 설명하면 특정 시기에 민간소비가 과거의 추세에서 벗어나 큰 폭

으로 감소했다고 할 때 이것만을 가지고는 민간소비 감소가 경기악화의 주범이라

고 판단내릴 수 없음.

○ 민간소비는 거시경제변수들간의 상호작용에 의해 전체 경기를 악화시키는 원인으

로 작용했을 수도 있지만 반대로 전체 경기 악화의 결과로 위축되었을 수도 있기

때문임.

○ 충격식별이란 이런 상황에서 거시경제변수들 사이에 존재하는 상관관계를 통계적

으로 제거함으로써 어떤 것이 경기 악화의 진정한 원인인가를 통계적으로 밝히는

작업이라 할 수 있음.

■ 따라서 충격식별 작업은 경제이론에 근거해 적절한 예측모델을 구성하고 이

로부터 예측오차를 도출하는 것으로부터 시작됨.

■ 이를 위해 본 보고서는 실질 GDP(y), 실질금리(r, 5년만기 국채수익률-GDP

디플레이터 상승률), M3(m), 본원통화(mb), M3 통화승수(mm) 등으로 구성된

벡터자기회귀(vector autoregressive model, 이하 VAR) 모형을 추정하였음.

○ VAR 모형은 모형에 포함된 모든 변수를 동등하게 내생변수로 취급하는 모델로 각

변수들의 현재변수를 자기자신을 포함한 모든 변수들의 과거 움직임에 의해 예측

하는 모델임.

○ 여기서 금리를 제외한 모든 변수들은 ARIMA X-12 모델로 계절조정을 한 뒤 안정

성 확보를 위해 로그–차분(log–difference )을 실시하였음.

○ 또 M3 통화량 변수(m)와 GDP 디플레이터 변수(p)는 실질통화잔고의 형태 즉 m-p

의 형태로 포함되었음.

○ 추정기간은 1980년 1/4분기부터 2000년 4/4분기까지이며 모형의 시차는 우도비검

정 결과(likelihood ratio test)에 따라 4분기로 하였음.

■ 이러한 VAR 모델의 예측오차와 분산/공분산 행렬은 다음과 같이 표현될 수

있음.

(1) )var( , ,)( 0 ÓeICexLC e=== ttt

○ 여기서 C(L)은 시차다항식(lag polynomials)으로 구성된 5×5 행렬을, et는 각 변수의

예측오차를 나타내는 5×1 벡터를, ∑e 는 예측오차의 분산/공분산 행렬을 나타냄.


■ 그런데 앞서 언급한 바와 같이 이러한 예측오차들은 서로 상관돼 있기 때문

에 각 변수에 발생한 구조적 충격과 동일시할 수 없음.

■ 따라서 예측오차로부터 구조적 충격을 추출해 내기 위해서는 예측오차 벡터

들 사이에 존재하는 상관관계를 제거해야 하며 이는 직교화(orthogonalization)

라 불리는 다음과 같은 과정을 통해 이루어질 수 있음.

(2) )diag( ) var(, iittt ω=′=== AAÓÓååAe eå

○ 여기서 A는 구조적 충격 벡터 εt의 분산/공분산 행렬 ∑ε를 대각행렬로 만들어 주는

5×5 행렬로 일종의 사상(mapping)으로 볼 수 있음.

■ (2)식을 (1)식에 대입하고 정리하면

(3) )()( )( 111ttttt or åLèåALCxåAxLC === −−−

■ 문제는 이러한 A 행렬과 ∑ε 행렬을 어떻게 추정해 낼 수 있는가 하는 것임.

(2)식의 후반부를 다음과 같이 변환함으로써 이를 보다 잘 이해할 수 있음.

(4) 11 −− ′= AÓAÓ åe

■ 예측오차의 분산/공분산 ∑e행렬에는 모두 5×(5×1)/2=15개의 독립된 원소밖에

존재하지 않는데 이로부터 A행렬(주대각원소들은 1로 가정)과 ∑ε행렬에 포

함된 각각 52–5=20개와 5개의 독립된 원소를 추정하는 것이 불가능하다는

점으로부터 식별(identification)의 문제가 발생하는 것임.

■ 식별의 문제란 예측오차로부터 구조적 충격을 복원시켜 내기 위해서는 A행

렬과 ∑ε행렬의 구조가 밝혀져야만 하나 이는 A행렬과 ∑ε행렬의 독립된 원

소 중 적어도 10개의 원소가 미리 제약되어야만 가능하다는 것임.

■ 이 문제를 해결하기 위해 Sims(1980)에 의해 최초로 제안된 방법은 A행렬을

삼각행렬로 정의하는 촐레스키 분해(Cholesky factorization)라는 것이었음.

8

■ 그러나 이러한 촐레스키 분해는 자의적일 뿐만 아니라 이론적으로 정당화될

수 없다는(atheoretical) 점에서 상당한 비판의 대상이 되었음(Cooley and

Leroy(1985)).

■ 따라서 식별을 위해 제약을 가하되 이러한 제약이 특정한 경제이론에 의해

정당화될 수 있도록 하자는 것이 이른바 구조벡터자기회귀(structural vector

autoregressive model, 이하 SVAR) 모형이라 할 수 있음.

■ SVAR 모형은 Bernanke(1986), Sims(1986) 등에 의해 최초로 제기된 바 있는데

이는 식별을 위해 특정한 경제이론에 근거하여 A 행렬의 원소들 중 일부를

0으로 제약하는 형태를 띰.

○ 그런데 이러한 Zero 제약은 어떤 변수에 발생한 이노베이션(예측오차)이 적어도 해

당기 내에는 특정 변수들에 대해 영향을 미치지 않는다는 것을 의미함.

○ 즉 Bernanke(1986), Sims(1986)에서 구조제약은 변수들간의 현재기 동안의 상호작용

을 제약하는 것이며 이런 의미에서 단기구조벡터자기회귀(contemporaneous structural

vector autoregressive model, 이하 CSVAR) 모형이라 불리기도 함.

○ 이런 점에서 CSVAR과 촐레스키 분해는 동일한 형태의 식별 전략이라 할 수 있음.

다만 차이점은 전자의 경우 식별의 이론적 근거를 명확히 한다는데 있음.

■ 한편 Shapiro and Watson(1988), Blanchard(1989), Blanchard and Quah(1989), King,

Plosser, Stock, and Watson(1991) 등은 CSVAR과 달리 변수들의 장기적인 운동

을 제약하는 이른바 장기구조벡터자기회귀(long run structural vector auto-

regressive model, 이하 LSVAR) 모형을 제안한 바 있음.

○ LSVAR은 CSVAR과 달리 어떤 변수에 발생한 이노베이션이 시스템 내의 모든 변

수들에 ‘즉각적으로’ 영향을 미치지만 특정 변수들에 대한 장기적인 영향은 0으로

수렴한다는 제약을 선택하고 있음.

○ (3)식을 이용해 이를 수식으로 표현하면 다음과 같이 나타낼 수 있음(보다 자세한

논의는 Keating(1992), Hamilton(1994)를 참조 바람).

(5) 0)1(0

==ε∂

∂∑

∞

=

+ji

s it

sjtxè

○ (5)식의 의미는 i–번째 변수의 구조적 충격에 대한 j–번째 변수의 충격반응함수


(impulse response function)의 장기적인 합은 0이라는 것임.

■ LSVAR에서 식별은 (5)식의 제약을 (4)식에 대입함으로써 가능해 짐.

○ (2)식이 의미하는 것은 C(L)–1A–1 = θ(L)이므로 여기에 시차연산자 L 대신 1을 대입

하고 이를 A-1에 대해 정리한 뒤 (4)식에 대입하면

(6) )1()1()1()1( 11 ′=′−− èÓèCÓC åe

○ 식별문제는 (6)식에 (5)식의 장기제약을 대입하고 이 연립방정식의 해를 구함으로

써 해결될 수 있음. 단, (6)식은 비선형 연립방정식(nonlinear simultaneous equation)이

기 때문에 수치 최적화(numerical maximization)를 통해 풀게 됨.

■ 이상의 내용은 LSVAR 모형의 식별 전략에 관한 일반적인 논의였다고 할 수

있음. 이제 남은 문제는 거시경제 부문별로 발생한 구조적 충격을 식별하기

위해 본 보고서가 어떤 경제 이론에 의거해 모형에 어떤 장기제약을 가할

것인가 하는 점임.

■ 본 보고서는 다음과 같은 변형된 IS–LM–AS 모델을 식별제약으로 선택함.

(7) 1ε=y

(8) 221 ε+β= yr

(9) 33231 ε+β+β=− rypm

(10) )( 445434241 ε+β+−β+β+β= mmpmrymb

(11) )( 5535251 ε+−β+β+β= pmrymm

■ 전통적인 IS–LM–AS 모델의 경우 통화승수 변수를 포함하지 않는 것이 일반

적이며 이런 의미에서 본 보고서가 채택한 모형은 전통적인 모형의 변형된

형태라 볼 수 있음.

○ 통화승수 방정식을 포함시킨 이유는 I장에서 언급한 바와 같이 IS–LM 모델에 대

해 제기된 비판들 중 가장 중요한 통화공급의 외생성 가정을 완화하고

○ 최근 문제가 되고 있는 신용경색이 경기변동에 미친 독립적인 영향을 추정하기 위

한 것임.

■ (7)~(11)식으로 표현되는 각 변수들 사이의 관계는 장기적으로만 성립함. 다

10

시 말해 단기적으로는 각 변수들의 움직임이 (7)~(11)식으로 표현되는 관계

로부터 벗어날 수 있지만 장기적으로는 위의 관계로 회귀한다는 의미임.

○ (7)식은 장기적으로 경제의 생산수준을 결정하는 것은 공급측 충격일 뿐, 총수요는

경제의 장기적인 생산수준 결정에 영향을 미칠 수 없다는 것을 의미함.

○ (8)식은 IS 커브를 나타내는 것으로 금리가 장기적으로 실질소득과 자기자신에 발

생한 구조적 충격에 의해서 결정됨을 나타냄.

○ (9)식은 화폐수요 함수를 나타내는 것으로 실질잔고(real balances)가 실질소득 및 금

리와 자기자신에 발생한 구조적 충격에 의해 결정됨을 나타냄.

○ (10)식은 중앙은행의 본원통화 공급함수를 의미하며 본원통화 공급이 장기적으로

실질소득, 금리, 화폐수요 및 자기자신의 구조적 충격에 의해 결정됨을 나타냄.

○ (11)식은 통화승수의 결정메커니즘을 나타내는 것으로 통화승수가 장기적으로 실

질소득, 금리, 화폐수요 및 자기자신의 구조적 충격에 의해 결정됨을 나타냄.

■ 앞서 본 바와 같이 본 보고서가 추정하고자 하는 LSVAR 모형의 경우 적어

도 10개의 식별제약이 필요한데 (7)~(11)식은 각각 4개, 3개, 2개, 0개, 1개, 즉

총 10개의 식별제약을 가지고 있음. 따라서 본 보고서에서 추정하고자 하는

LSVAR 모형은 Exactly Identified된 케이스라 할 수 있음.

2. 거시경제 부문별(IS-LM-AS) 경기변동요인의 추정 결과

■ 아래 (12)식은 이러한 10개의 식별제약 하에서 추정된 A–1 행렬의 구조를 나

타내고 있음.

(12)

91.392.057.127.020.1

35.443.037.114.009.0

11.033.048.089.004.1

20.051.035.011.104.0

40.006.013.150.058.0

5

4

3

2

1

1

εεεεε

⋅

−−−−−−−−−

−

== −

t

t

t

t

t

t tåAe

■ (12)식은 각 부문에 발생한 구조적 충격이 해당기 내에 각각의 이노베이션

(예측오차)에 미치는 영향을 평가할 수 있게 해줄 뿐만 아니라 추정된 이노


베이션으로부터 원래의 구조적 충격을 복원시키는 것을 가능하게 해줌.

○ 예를 들어 (12)식에서 A–1 행렬의 첫번째 행은 각 부문에 발생한 구조적 충격이 현

재기 내에 생산(의 이노베이션)에 미치는 영향을 집약하고 있음.

○ 이에 따르면 AS 충격(총공급 증가 충격), IS 충격(실질지출 증가 충격), MS 충격

(통화공급 증가 충격), MM 충격(통화승수 상승 충격) 등은 해당기의 생산을 증가

시킴.

○ 반면, MD 충격(통화수요 증가 충격)은 해당기 내에 생산을 감소시킴. 이는 통화수

요 증가가 이자율의 상승을 가져와 기업의 투자를, 궁극적으로는 총수요를 감소시

키기 때문임.

<그림 II-1> 거시경제 부문별(IS-MD-MS-MM-AS) 충격의 식별 결과

-3

-2

-1

0

1

2

3

82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00

normalized

AS shocks

6순환기

불황국면

-5

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00

normalized

IS shocks

12

<그림 II-1> 거시경제 부문별(IS-MD-MS-MM-AS) 충격의 식별 결과

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00

normalized

MD shocks

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00

normalized

MS shocks

-3

-2

-1

0

1

2

3

82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00

normalized

MM shocks


■ <그림 II-1>은 이와 같은 충격분해 방법을 동원해 거시경제의 각 부문별로

발생한 구조적 충격을 추정한 결과임.

○ 모든 충격은 표준편차로 정규화(normalization) 했으며 따라서 1을 넘는 충격은 one

standard deviation을 넘어서는 커다란 충격으로 이해될 수 있음.

■ 우선 첫번째 그림은 AS(총공급측)에 발생한 구조적 충격을 추정한 것인데 6

순환기 경기정점인 1996년 1/4분기 이후 마이너스 충격 발생의 빈도와 강도

가 상당히 증가했음을 볼 수 있음.

■ 이는 우리경제의 잠재성장률이 이 시기를 전후에 상당히 떨어졌을 것이라는

추측을 가능하게 함.

■ 다소 기계적이라는 문제점이 있으나 Hodrick-Prescott Filter를 이용해 잠재성장

률을 추정해 보면 1990년대 중반까지 6~7%대를 유지했던 잠재성장률이

1990년대 후반에는 4~5%대 초반으로 떨어졌음을 확인할 수 있음.

○ 뒤에서 볼 것처럼 공급측 충격은 수요측 변동요인과는 달리 생산수준에 항구적인

(permanent) 영향을 미친다는 점에서 잠재 성장률의 둔화는 향후 경기변동을 이해

하는데 있어 상당히 중요한 변화라 할 수 있음.

■ 현재 잠재성장률이 저하되고 있는 이유는 기술혁신 속도의 둔화, 중복과잉

투자로 인한 자본생산성의 저하, 노동인구 증가율의 둔화 등 다양한 요인들

이 복합적으로 작용한 결과라 할 수 있음.

■ 이는 향후 정책당국의 경기안정대책상의 운신의 폭을 상당히 축소했을 것으

로 보임.

○ 최근 들어 실물경제가 급격하게 위축되고 있음에도 불구하고 유가나 환율과 같은

일시적인 공급측 충격에도 인플레이션율이 4%대를 넘는 등 불안한 양상을 보이고

있는 것도 이러한 잠재성장률의 저하와 밀접한 관계가 있을 것으로 보임.

■ 그러나 이 시기의 공급측 충격이 상당한 중요성을 갖는 것은 사실이지만 외

환위기 당시의 생산과 고용시장의 급격한 변동을 공급측 충격에 의해서만

설명하는데는 한계가 있음.

■ 이는 외환위기를 전후한 시기의 경기변동이 기본적으로 총수요측 요인에 의

14

한 것이라는 점을 시사함.

○ <그림 II-2>는 실질 성장률(y)의 예측오차를 나타내는데 <그림II-1>에 나타난 실질

성장률의 구조적 충격과는 상당한 차이가 있음을 볼 수 있음.

○ 예측오차의 경우 외환위기를 전후한 시기의 경기변동이 기본적으로 공급측 충격에

의한 것이 아닌가라는 점을 시사하고 있으나 예측오차와 구조적 충격은 동일하지

않으며 특히 실질 성장률의 경우 그 차이가 매우 크다는 점을 알 수 있음.

○ 만약 이러한 추정결과가 정확한 것이라면 외환위기 당시의 경기변동의 원인 중 상

당부분을 공급측 충격에 의한 것으로 식별하는 분해 방법들은 그 신빙성이 의심된

다고 할 수 있음.

<그림 II-2> 실질 성장률의 예측오차

-6

-5

-4

-3

-2

-1

0

1

2

3

4

82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00

y forecast error

■ <그림 II-1>의 두번째 그림은 IS부문에 발생한 구조적 충격(real expenditure

shocks, 실질지출부문 충격)을 추정한 결과임.

■ 그림은 외환위기 당시의 생산과 고용의 동태적 변동을 이끌어온 데 상당한

기여를 해 온 것이 다름아닌 IS 충격이었음을 시사하고 있음.

■ 우선 제6순환기 경기정점을 형성했던 1996년 1/4분기를 전후한 시기를 보면

적어도 IS 충격이 제6순환기 경기확장국면을 끝내는데 있어 주도적 역할을

한 것은 아니라는 점을 이해할 수 있음.

○ 이 때를 전후한 시기에 IS 부문에서 뚜렷한 마이너스 충격이 발견되지 않기 때

문임.


■ 그러나 1997년에 들어서면 상황이 전면적으로 변화됨. 1997년 3/4분기에 처

음으로 마이너스 충격이 발생한 후 1997년 4/4분기 들어서는 표준편차의 1.5

배에 달하는 마이너스 충격이 발생했으며

■ 급기야 1998년 1/4분기에는 표준편차의 4배에 육박하는 마이너스 충격이 발

생했었음을 알 수 있음.

■ 제6순환기 경기수축국면의 저점이었던 1998년 3/4분기 이후의 동향 또한 매

우 흥미로운 결과를 보여주고 있음. 아직 경기수축국면이 진행중이었던

1998년 2/4분기에 IS 부문에서 먼저 플러스 충격이 발생한 것임.

○ 이는 상간 기간 동안 지속됐던 제6순환기 경기하강국면을 끝내는데 있어 IS 부문

에서 발생한 플러스 충격이 상당한 역할을 했었음을 시사하고 있음.

■ 1998년 2/4분기에 처음 플러스 충격이 발생한 후 2000년 2/4분기까지 IS 부

문에서는 일련의 강력한 플러스 충격이 지속돼 왔음.

○ 이는 제7순환기 경기확장국면에서 핵심적인 역할을 수행한 것이 실질지출부문의

팽창에 있었다는 것을 보여줌.

■ 그런데 빠른 속도로 침체되고 있는 현재의 경기상황과 관련해 중요한 의미

를 가지는 것이 2000년 2/4분기 이후의 상황이라 할 수 있음.

■ 2000년 3/4분기 처음으로 IS 부문에서 다시 마이너스 충격이 발생했으며 4/4

분기 들어서는 표준편차의 1.7배에 달하는 강력한 마이너스 충격이 발생했

기 때문임.

■ 만약 2000년 2/4분기가 경기정점으로 결정된다면 이러한 결과는 제7순환기

경기확장국면을 끝내는데 있어 주도적인 역할을 한 것은 실질지출부문의 마

이너스 충격이었을 것이라는 해석을 가능하게 할 것으로 보임.

■ 왜 2000년 2/4분기 이후로 IS 부문에서 이토록 큰 마이너스 충격이 발생했는

가는 지금까지의 분석만으로는 명확하지 않음.

■ 그러나 II장 3절에서 볼 것처럼 IS 충격은 기본적으로 총수요측 변동요인임

에도 불구하고 경기에 대해 장기간의 영향을 미칠 수 있으며

16

■ 따라서 2001년 들어 IS 부문에서 새로운 경기상승 충격이 발생하지 않는다

면 2000년 하반기에 발생한 마이너스 충격만으로도 상당기간 생산에 대해

부정적인 영향을 미칠 수 있다는 것만은 분명함.

■ 다음으로 <그림 II-1>의 세번째 그림은 MD(화폐수요) 부문에 발생한 구조적

충격을 추정한 것임.

■ 이 그림을 보면 1996년 1/4분기에 제6순환기 경기확장국면이 종료되는데

주도적인 역할을 한 것은 다름 아닌 통화수요의 팽창이었다는 점을 알 수

있음.

○ 여기서 주의해야 할 것은 통화수요의 경우 플러스 충격이 생산에 대해 마이너스의

영향을 미친다는 점임.

○ 앞서 지적한 바와 같이 통화수요의 팽창은 다른 모든 조건이 동일하다면(특히 중

앙은행의 통화정책이 화폐수요 충격을 적극적으로 흡수하지 않는다면) 시장금리를

상승시켜 민간의 지출계획을 축소시키고 궁극적으로 생산을 침체하게 만드는 역할

을 하기 때문임.

■ 이런 점에서 1996년 2/4분기부터 통화수요 부문에서 발생한 일련의 플러스

충격은 생산에 상당히 부정적인 영향을 미쳤을 것이며

■ 이 때문에 통화수요의 팽창이 제6순환기 경기확장국면의 종료와 밀접한 관

계가 있었을 것이라고 잠정적으로 결론내릴 수 있게 되는 것임.

■ 한편 통화수요 부문에서는 불황이 극도로 심화되고 있었던 1998년 1/4분기

에도 표준편차의 3배가 넘는 플러스 충격이 발생했었으며 이를 통해 불황의

정도를 심화시키는데 상당한 역할을 했던 것으로 보임.

■ 재미있는 것은 1999년 2/4분기 이후 화폐수요 부문에 발생한 연속적인 마이

너스 충격과 그것이 가져온 경기부양효과라 할 수 있음.

■ 직관적으로 생각해 보면 화폐수요의 축소 충격은 1999년 하반기 이후의 신

용경색 현상과 밀접한 관계를 가지고 있음.

■ 회사채 시장과 CP 시장에 이상 징후가 나타나기 시작한 것도 바로 이 시점

이며 M3 증가율이 급격하게 떨어지기 시작한 것 또한 이 시점이라 할 수


있음.

○ 흔히 언급되곤 하는 ‘시중자금의 단기부동화’ 현상이 처음 나타나기 시작한 것도

바로 이 시점이라 할 수 있음.

■ 결국 신용경색이 경제에 미치는 영향은 이중적이라고 볼 수 있음. 한편으로

는 신용의 공급능력이 축소됨으로써 생산에 부정적인 영향을 미치지만

■ 다른 한편으로는 화폐수요를 축소시켜 시중금리를 하향안정기조로 유지하

고 궁극적으로 민간의 지출계획을 팽창시키는 이중적인 역할을 수행하기

때문임.

■ 또 다른 측면에서 보면 화폐수요의 급격한 변동을 가져온 요인이 미래소득

에 대한 기대의 변동이 아닌지를 분석해 볼 필요도 있을 것으로 보임.

○ 소득은 분명히 화폐수요의 결정요인이지만 이 때 소득은 단순히 현재의 소득만을

의미하는 것이 아니라 미래의 기대소득의 변화까지도 포함하고 있는 개념일 것이며

○ 따라서 화폐수요 변동이 미래의 경기변동을 예상하고 있는 것은 아닌지에 대한 보

다 면밀한 분석이 있어야 할 것임.

■ 다음으로 <그림 II-1>의 네번째 그림은 MS(본원통화공급) 부문에 발생한 구

조적 충격을 추정한 것으로 이는 중앙은행의 정책반응함수(policy reaction

function)에 발생한 외생적인 정책충격(policy shock)으로 해석될 수 있음.

■ 일반적으로 중앙은행이 준칙(rule)에 입각해 정책을 집행한다면 중앙은행의

외생적인 정책변화가 경기변동을 일으키는 핵심적인 요인이 될 수는 없을

것임.

■ 그러나 그림에서 보면 한국은행은 제6순환기 불황국면에서 적어도 세 번의

중요한 긴축정책을 실시한 적이 있다는 것을 알 수 있음.

■ 첫번째 시기는 1996년 2/4분기로 이 당시의 통화긴축이 불황국면의 개시와

무관하지 않을 것이라는 추측을 가능하게 하고 있음.

○ 당시 한국은행은 경기과열에 따른 물가상승 압력과 경상수지 악화를 완화하기 위

해 본원통화공급을 축소하려 했던 것으로 보임.

18

<그림 II-3> 본원통화량의 변화추이와 통화긴축 시점

9.2

9.4

9.6

9.8

10

10.2

10.4

90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 00

5순환기

불황국면

6순환기

불황국면

log

본원통화(로그)

(----는 긴축시점)

■ 두번째 시기는 1997년 2/4분기로 본원통화 공급변수에 표준편차의 1.5배에

달하는 긴축 충격이 발생한 시기임.

○ 그런데 <그림 II-3>에서 보면 이 시기에 실제 본원통화량의 축소 정도는 미미했다

는 것을 볼 수 있음. 따라서 주의해야 할 점은 본 보고서가 추정하고자 하는 구조

적 충격을 해당변수의 단순증가율과 비교하는데는 상당한 주의가 요구된다는 점임.

○ 여기서 어떤 변수의 구조적 충격이란 그 자신의 과거 움직임에 의해 설명되거나

시스템 내의 다른 변수들의 과거 및 현재의 움직임에 의해 설명될 수 없었던 변화

를 지칭하는 것임.

○ 따라서 실제 본원통화량이 일정하게 유지됐더라도 경제의 일반적인 움직임으로 볼

때 본원통화량의 증가가 예측되고 있었다면 이 시기에 중대한 마이너스의 구조적

충격이 발생했던 것으로 보는 것이 올바를 것임.

■ 세번째 시기는 1998년 1/4분기로 마찬가지로 본원통화 공급변수에 표준편차

의 1.5배에 달하는 마이너스 충격이 발생한 시기임.

○ 이 당시에 이미 실물경제는 극도로 위축된 상태였던데다 은행위기가 진행중인 상

황이었기 때문에 이러한 긴축정책이 정당화될 수 있는 근거는 사실 찾기 힘듦.

○ 그러나 이 시기는 통화정책의 주권이 국제통화기금(IMF)의 관리체제 아래 놓여있

었던 시기이며

○ 당시 국제통화기금은 통화긴축을 통해 내수경기를 더욱 악화시켜 빠른 속도로 경

상수지를 개선해 외화유동성 부족 상태에서 벗어나는 것을 목표로 하고 있었기 때


문에 다소 무리가 있음에도 불구하고 통화긴축을 추진한 것으로 보임.

■ 그런데 2000년 하반기 이후 실물경기가 하강국면으로 진입한 것과 관련해

중요한 의미를 갖는 것이 1999년 4/4분기의 본원통화 공급충격이라 할 수

있음.

■ 다음 절에서 보다 자세히 살펴보겠지만 실질지출(IS) 부문에서 발생한 충격

과 달리 통화정책(MS) 충격의 경우 실물경제에 대한 전파속도가 매우 느리

다는 특성을 가지고 있음.

■ 충격반응분석(impulse response analysis)을 실시해 보면 실물경제에 대한 통화

정책 충격의 효과가 극대화되기까지는 정책집행 후 무려 4분기라는 긴 시차

가 소요되는 것으로 나타남(II장 3절 참조).

○ 반면 통화정책충격이 2분기까지 실물경제에 미치는 영향은 매우 미미한 것으로 나

타남.

■ 따라서 1999년 4/4분기에 발생한 통화긴축 충격의 효과가 극대화돼 나타나

는 것은 2000년 하반기일 가능성이 높다는 점이며 이것이 이 시기의 실물경

기 위축에 한 원인으로 작용했을 수 있다는 점임.

■ 마지막으로 <그림 II-1>의 다섯번째 그림은 MM(M3 통화승수) 부문에 발생

한 구조적 충격을 추정한 결과임.

■ 그림에서 보는 바와 같이 MM 충격은 제6순환기 경기수축국면을 개시하는

데 뚜렷한 역할을 수행하지는 않았던 것으로 판단됨.

○ 오히려 MM 부문의 경우 이미 경기수축기에 들어선 1997년 상반기까지도 표준편

차의 2배가 넘는 플러스 충격이 발생했던 것을 알 수 있음.

○ 이는 이미 1997년 1/4분기에 한보철강, 진도, 삼미 등 일련의 대기업 부도가 발생

했음에도 불구하고 금융기관의 대출행태에 근본적인 변화가 없었다는 것을 의미하

는 것임.

■ 그러나 1997년 6월을 지나면서 상황은 전면적으로 뒤바뀌게 됨. 그림에서

보듯 1997년 3/4분기 들어 MM부문에서 마이너스의 구조적 충격이 발생하기

시작해 1998년 1/4분기 들어서는 표준편차의 1.5배에 달하는 마이너스 충격

20

이 발생했음.

○ 이는 1997년 6월에 기아그룹이 부도가 나고 국내 금융기관들의 해외 차입금리가

급등하기 시작했던 시기와 일치함.

○ 또한 1997년 3/4분기 이후 국내금리의 급등은 채무자들의 신용위험을 증가시켜 역

선택(adverse selection)과 도덕적 해이(moral hazard) 문제를 심화시키면서 신용할당

(credit rationing)을 가져왔을 것으로 추측됨.

○ Stiglitz and Weiss(1981)에 따르면 시장금리가 상승하면 일정한 한도까지는 금융기관

의 기대이윤이 증가하나 어느 한도 이상에서는 역선택 문제와 도덕적 해이 문제의

심화로 금융기관의 기대이윤이 감소하며

○ 이 때문에 고금리 체제 하에서 신용할당이 균형현상(equilibrium phenomena)으로서

발생할 수 있음을 지적한 바 있음.

■ 1998년 3/4분기 들어 제6순환기 불황국면이 종료될 즈음 MM 부문에서도 플

러스의 구조적 충격이 발생했으나 그 크기는 그리 크지 않았음.

○ 이 시기에 발생한 플러스 충격은 1998년 3/4분기에 5개 은행이 퇴출되고 시중은행

에 대한 공적자금 투입이 본격화되면서 은행위기가 정리돼 나가는 양상을 보였던

것과 밀접한 관계가 있을 것으로 보임.

■ 그러나 1999년 1/4분기 들어 MM 부문에서는 다시 커다란 마이너스의 구조

적 충격들이 발생하기 시작했는데

■ 이는 1999년 1/4분기의 대우그룹 문제, 2000년 1/4분기의 현대그룹 문제 등

일련의 대기업 집단의 해체 위기와 밀접한 관계를 가지고 있었던 것으로 보

임.

○ 100조에 달하는 부채를 안고 있었던 대우그룹의 부도는 1998년의 1차 공적자금 투

입에도 불구하고 금융기관들에게 막대한 부실채권을 안겨주었고

○ 이로 인한 금융기관들의 자기자본비율 하락은 금융기관의 대출여력을 크게 약화시

켰을 것으로 보임.

○ 또한 대우그룹의 부도를 계기로 투신사 등 주요 M3 섹터의 수신기반이 크게 악화

되기 시작한 것 또한 MM 부문에 발생한 구조적 충격과 밀접한 관계가 있음.

■ 이러한 MM 부문의 마이너스 충격은 2000년 하반기 들어서도 지속되는 양

상을 보였음.


○ 이 시기의 마이너스 충격은 2001년에 만기도래 하는 회사채 도래 물량(60조)을 금

융기관이나 민간이 흡수할 여력이 없었을 뿐만 아니라 신규 발행 회사채 발행이

거의 중단될 정도로 민간의 위험기피도 경향이 심화되었던 점과 관련이 있음.

○ 결국 회사채 발행잔액은 절대규모 면에서 감소하기 시작했으며 CP 시장의 경우에

도 사정은 마찬가지였음.

○ 이 시기에 한국은행은 유동성조절대출제(Credit Adjustment Loan)와 같은 재할인창구

(Discount Window)를 활용해 자금경색을 완화하기 위해 노력했으나 역부족이었다고

할 수 있음.

■ 2001년 들어 한국의 금융시장은 근본적인 전환국면을 맞고 있음. 재경부와

산업은행이 주축이 돼 민간기업의 회사채에 대한 ‘신속인수제도’를 실시했기

때문임.

■ 이는 당분간 최근까지 MM 부문에서 발생한 마이너스 충격이 실물경제 미

치는 영향을 완화하고 더 나아가서는 새로운 플러스의 충격으로 작용할 가

능성도 있음.

■ 아직 1/4분기 국민계정이 발표되고 있지 않아 이 제도의 실시가 실물경제에

미친 영향을 정확히 추정하기는 힘듦.

■ 그러나 장기적으로는 채권시장의 구조를 왜곡하고 부실기업의 퇴출을 지연

시킴으로써 기업구조조정이 금융기관에 주는 충격을 분산하지 못하고 오히

려 집중시키게 될 가능성도 배제할 수 없을 것임.

3. 충격분해의 한계와 Historical Decomposition

■ II장 2절의 분석은 외환위기를 전후한 시기, 즉 제6순환기 경기하강국면과 7

순환기 경기확장국면의 배경에 놓여있는 거시경제 부문별 충격을 식별하고

그 경제적 의미를 해석하는 것이었음.

■ 이러한 분석은 그 자체로 매우 중요한 의의가 있는 것이지만 한 가지 점에

서 한계를 가지고 있음.

22

■ 2절에서의 분석은 각 부문에서의 충격을 식별하고 있지만 이러한 충격자체

와 이 충격이 실물경제에 미친 영향은 다른 것임.

○ 앞서 언급한 바와 같이 크게 보면 경기변동은 충격과 그 충격의 효과를 경제전체

로 파급시키는 확산메커니즘으로 구성돼 있음.

○ 이 점을 앞서 본 VAR 모형 et = C(L)xt 과 (12)식을 이용해 보다 자세히 보면

(13) )()( 111ttt åALCeLCx −−− ==

○ 여기서 충격에 해당하는 것은 εt 벡터지만 이러한 충격을 거시경제 전체로 전파하

는 확산메커니즘은 C(L)-1A-1 이라 할 수 있음.

○ 이에 대한 정보가 없다면 구조적 충격을 식별하더라도 해당 충격이 실제 경기변동

에 미친 영향을 제대로 평가할 수 없음.

■ 예를 들어 절대적인 크기로 볼 때 IS 부문보다 LM 부문에서 더 큰 충격이

발생했다고 하더라도 이것만을 근거로 특정 시기의 경기변동의 주된 원인이

LM 부문에 있었다고 결론내릴 수 없음.

○ 비록 IS 부문에서 발생한 충격의 절대적 크기가 LM 부문보다 작더라도 주어진 한

단위 충격에 대해 실물경기가 반응하는 정도가 IS 쪽이 훨씬 더 크다면

○ 다시 말해 충격의 크기가 작더라도 충격확산 메커니즘이 훨씬 더 크다면 전체 경

기에 보다 큰 영향을 미친 것은 IS 부문일 수 있기 때문임.

충격반응분석 결과

■ <그림 II-4>는 거시경제 부문별 충격이 생산에 미치는 동태적인 영향을 충격

반응분석(impulse response analysis)을 통해 추정한 것임.

■ 첫번째 그림은 총공급측 충격에 대한 생산의 반응을 나타내는데 그림에서

보는 바와 같이 공급측 충격은 생산에 대해 영구적인 영향을 미치며 영향의

크기 또한 시간이 경과될수록 점증하는 것으로 나타났음.

■ 또 공급측 충격은 그 영향의 크기가 단기적으로도 다른 수요측 변동요인에

비해 상당히 크다는 점을 볼 수 있음.


<그림 II-4> 거시경제 부문별 충격에 대한 생산의 충격반응분석(impulse response analysis)

주: 충격반응은 one standard deviation shock 에 대한 것임. 모든 충격반응의 부호는 이론이 예측하는 것과 동일하며 총공급측 충격만이 생산에 미치는 영향이 항구적이라는 점 또한 이론이 예측하는 바와 동일한 결과라 할 수 있음.

■ 반면 두번째 그림을 보면 IS 충격에 대한 생산의 반응이 단기적으로는 공급

측 충격 반응 못지않은 크기를 나타내지만 장기적으로는 점차 그 크기가 축

소됨을 알 수 있음.

○ 그러나 비록 그 크기가 점차 축소되긴 하지만 IS 충격에 대한 생산의 반응이 0으

-1

0

1

2

3

4

1 6 11 16 21 26

response to AS shock

%

(qtr)

-0.5

0

0.5

1

1.5

2

1 6 11 16 21 26

response to IS shock

%

(qtr)

-1.2

-0.9

-0.6

-0.3

0

0.3

1 6 11 16 21 26

response to MD shock

(qtr)

%

-0.2

-0.1

0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

1 6 11 16 21 26

response to MS shock

(qtr)

%

-0.2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1 6 11 16 21 26

response to MM shock

(qtr)

%

24

로 수렴하는데는 상당한 시간이 소요되는 것으로 나타났음.

○ IS 충격은 그 크기나 수렴속도 면에서 총수요측 변동요인들 중에서는 단기적으로

(4분기 내에) 가장 강력한 영향을 미칠 수 있는 것으로 나타났음.

■ 반면 세번째 그림은 MD 충격에 대한 생산의 반응을 추정한 것으로 플러스

의 MD 충격이 생산을 침체시키는 효과를 가져옴을 보여주고 있음.

■ 그런데 MD 충격은 다른 총수요 변동요인들과는 달리 충격발생 초기에 생산

에 대한 영향이 집중되며 그 후로는 점차 효과가 감소하는 것으로 나타남.

■ 네번째 그림은 MS 충격이 생산에 미치는 영향을 나타내는데 MS 충격은 발

생초기에는 생산에 미치는 영향이 극히 미미하다가 4분기가 지나서야 그 효

과가 극대화되는 특징을 나타냄.

○ 즉, 통화정책 충격은 소비, 투자, 순수출과 같은 실질지출 부문(IS) 충격이나 화폐

수요 충격(MD)과 달리 생산에 즉각적으로 미치는 영향은 매우 적으며

○ 그 효과가 본격화되는 데도 상대적으로 긴 시간이 소요되는 것으로 나타나 일반적

으로 실물경제에 대한 통화정책의 효과는 매우 더디게 나타난다는 소위 ‘통화정책

의 파급시차’에 관한 논의가 데이터에 의해서도 입증될 수 있다는 사실을 확인시

켜 줌.

■ 마지막으로 다섯번째 그림은 MM 충격에 대한 생산의 반응을 나타낸 것으

로 MM 충격이 초기에는 생산에 다소 강력한 영향을 미치지만 10분기 후면

그 영향이 거의 완전히 사라진다는 점을 보여주고 있음.

■ 그런데 이러한 추정결과는 해석에 상당한 주의가 요구됨. 본 보고서에 추정

한 통화승수 충격의 동태적인 영향은 통화승수 충격이 생산에 미치는 영향

이 장기적으로 0이라는 식별제약 하에서 추정된 것이기 때문임.

○ 따라서 이 해석의 신빙성은 이러한 장기식별제약(long run identifying restriction)이 얼

마나 신빙성을 가질 수 있는가에 크게 의존한다고 할 수 있음.

■ Faust and Leeper(1997)는 장기식별제약이 신뢰할 만한 추정결과를 가져오려면

장기식별제약이 없는 상태에서도 충격반응함수가 궁극적으로는 0으로 수렴

해야 한다는 점을 지적한 바 있음.


■ 그런데 위에서 추정된 LSVAR 모형에서 촐레스키 분해에 의한 충격반응함

수를 추정해 본 결과 통화승수 충격이 생산에 미치는 영향은 장기간 지속될

뿐만 아니라 시간이 경과될수록 점증하는 것으로 나타났음.

■ 따라서 적어도 Faust and Leeper(1997)의 기준에 따르면 본 보고서가 통화승수

충격과 관련하여 사용한 식별제약은 모형설정상의 오류(misspecification bias)

를 포함하고 있을 가능성이 있음.

■ 그러나 본 보고서의 추정결과를 완전히 불신하기에도 근거는 충분하지 않음.

■ 촐레스키 분해에 의한 충격반응함수는 ordering에 따라 매우 큰 변화를 보였

을 뿐만 아니라 무엇보다도 각 변수의 구조적 충격에 대한 생산의 충격반응

함수의 부호가 이론이 예상하는 것과는 상당히 달랐기 때문임.

■ 결국 통화승수, 또 보다 일반적으로 민간의 금융중개(financial intermediation)

과정에 발생한 충격이 생산에 미치는 동태적 영향에 관해서는 추후 보다 자

세한 연구가 있어야 할 것으로 보임.

○ 특히 실물경기변동 이론(real business cycle theory, RBC)이라 불리는 경제이론에 따르

면 통화승수 부문에 발생한 충격은 수요측 충격이 아니라 기술적 충격, 따라서 경

제의 공급능력에 영향을 미치는 충격으로 해석되고 있음.

■ 다른 한편으로 ‘충격’으로서의 금융 뿐만 아니라 다른 부문에 발생한 충격을

경제전체로 전파하고 확대하는 충격확산 메커니즘으로서의 금융불안의 역할

에 대한 보다 자세한 연구도 있어야 할 것임.1

Historical Decomposition 결과

■ 이처럼 충격식별은 특정부문에서 발생한 경기변동의 원인을 식별해주는 반 1 이는 금융가속도(financial accelerator) 원리라 불리는 메커니즘과 밀접한 관계가 있음(Bernanke and

Gertler(1995), Bernanke, Gertler, Gilchrist(1996, 1998), Kiyotaki and Moore(1997) 참조. 이 이론에 따르면 IS 부문에 발생한 충격이나 LM 부문에 발생한 충격이 생산에 미치는 영향은 금융불안(financial fragility)에 의해 증폭(amplification and propagation)될 수 있음. 예를 들어 중앙은행의 외생적인 통화긴축 정책이 생산에 미치는 영향은 통화승수 변수에 의해 매개되며 따라서 이 통화승수 변수의 내생적인 움직임을 그대로 내버려 둔 상태에서의 통화긴축 효과에 대한 역사적 분해와 통화승수 변수의 내생적인 움직임을 shut-down 시킨 상태에서의 통화긴축 효과의 역사적 분해는 적지 않은 차이를 가져올 수 있을 것임.

26

면, 해당기에 발생한 특정부문의 충격이 생산에 실제로 미친 영향에 대해서

는 말해주지 못함.

■ 반면 충격반응분석은 부문별 충격에 대해 생산이 어떻게 다르게 반응하는가,

즉 각각의 충격확산 메커니즘의 차이를 보여주지만 분석대상이 되는 기간

전체에 대해 서로 다른 충격이 생산에 대해 미친 종합적인 영향에 대해서는

말해주지 못함.

■ 역사적 분해(Historical Decomposition, 이하 HD 테크닉)란 이렇게 충격식별

과정과 충격반응 과정을 종합해 역사적으로 누적시키는 과정이라 할 수

있음.

■ 보다 구체적으로 HD 테크닉이란 특정 시점을 기준으로 해당 변수에 발생했

던 ‘충격들이 존재하지 않았더라면’ 발생했을 거시경제의 상황을 실제의 상

황과 비교하는 것임. 2

■ 수식을 이용해 보다 엄밀하게 표현하면 현재 분석 대상이 되고 있는 성장률

(y)은 다음과 같은 역사적 구성요소들로 분해될 수 있음.

∑∑∑=

∞

=−−

∞

=

εθ+εθ+α=5

2 0 11

0111 )()()(

i sstiist

st ssty ( 14 )

○ 이는 일반적으로 AR(autoregression)의 형태로 주어지는 VAR 모형을 MAR(moving

average representation)의 형태로 나타낸 것임.

○ α1(t)는 로그–차분 생산변수(y)의 확정적 시간추세(선형 혹은 비선형)를 나타냄.

■ HD란 (14)식에서 특정 시점의 특정 변수에 의한 누적적인 영향(예컨대 생산

에 대한)을 제거해 원래의 (생산)시계열과 비교하는 것을 의미함.

2 HD 테크닉은 사후적 시뮬레이션(counterfactual simulation)이라고도 불리는데 이는 동일한 이름으로 불리

는 West(1993), Sims and Zha(1995), Bernanke, Gertler and Watson(1997) 등의 모델과는 다른 것임. 전자는 특정 시점을 기준으로 해당 변수에 발생했던 ‘충격들이 존재하지 않았더라면’ 발생했을 거시경제의 상황을 실제의 상황과 비교하는 것인 반면, 후자는 주어진 충격에 대한 시스템의 반응을 특정 변수에 의한 ‘충격확산 메커니즘이 존재하지 않았을 경우’와 비교하는 것임. 따라서 전자는 어떤 시계열의 외생적 충격

과 내생적인 충격확산 메커니즘의 영향을 함께 분석하는 것이지만 후자는 특정 변수가 시스템 내에서 수행하는 내생적인 충격확산 기능만을 독립시켜 분석하는 것임.


■ 예를 들어 1990년 이후 IS 부문에 발생한 구조적 충격들이 현재적으로

(contemporaneously) 뿐만 아니라 동태적으로(dynamically) 생산에 미친 영향을

보기 위해서는 이들에 의한 누적적인 영향을 제거해야만 함.

○ 이러한 누적적인 영향은 단순히 IS 부문에서 1990년 이후로 발생한 구조적 충격들

을 누적하는 것에 의해서는 구할 수 없음. 각 시계열의 각 시점에서의 충격에 대

한 생산의 반응 가중치 θ1i(s)를 고려하지 않았기 때문임.

○ 이를 위해서는 1990년 이후 매 시점에서 IS 부문에서 발생한 충격에 대한 y의 누

적충격반응함수를 실제의 ∑y 시계열에서 제거해야 함.

■ 본 보고서가 역사적 분해의 기준 시점으로 잡은 것은 제6순환기 경기정점인

1996년 1/4분기임.

■ <그림 II-5>는 이와 같은 역사적 분해방법에 의해 1996년 1/4분기 이후 총

공급과 총수요에 발생한 각각의 부문별 충격이 없었다고 가정했을 때의

GDP를 HD 테크닉을 이용해 시뮬레이션 한 뒤 이를 실제 GDP와 비교하

고 있음.

■ 먼저 <그림 II-5>의 첫번째 그림은 1996년 1/4분기 이후 AS 부문(총공급 부

문)에 발생했던 충격들이 없었다면 발생했을 GDP와 실제 GDP를 비교하고

있음.

■ 여기서 AS 충격효과를 제거한 GDP가 1996년 1/4분기 이후 총수요 부문에

발생한 구조적 충격과 실질 GDP 시계열에 존재하는 확정적 추세에 의해 결

정된 부분만을 나타내는 것은 아니라는데 주의할 필요가 있음.

○ 앞서 AS 충격에 대한 충격반응분석에서 본 바와 같이 공급측 충격은 실질 GDP

시계열에 항구적인 영향을 미치기 때문에 1996년 2/4분기 이전에 실질 GDP 시계

열에 발생한 구조적 충격의 영향을 포함하고 있음.

○ 마찬가지로 AD 충격도 장기적으로는 그 영향이 0으로 수렴하지만 1996년 2/4분기

이전에 발생한 충격들 중 그 영향이 아직 0으로 수렴하지 않고 잔존해 있는 부분

도 포함돼 있는 것으로 해석해야 할 것임.

■ 그림을 보면 1996년 1/4분기 이후 총공급측에 발생한 구조적 충격들은 생산

에 대해 지속적으로 부정적인 영향을 미쳐왔음을 볼 수 있음.

○ 1996년 1/4분기 이후 총공급 부문에 발생한 구조적 충격의 효과는 2000년 4/4분기

28

말 현재 누적적으로 마이너스 12.7%에 달할 정도로 컸음.

■ 이러한 결과는 1996년 1/4분기 이후 총공급측에 플러스 충격도 발생해 왔지

만 마이너스 충격에 따른 부정적 효과에 의해 상쇄돼 왔기 때문임.

■ 그런데 AS 효과를 제거한 GDP와 실제 GDP 시계열을 비교해 보면 외환위

기를 전후한 시기 경기변동의 순환적인 성격에는 큰 차이가 없음을 볼 수

있음.

■ 이는 절대적인 크기 면에서 총공급측 충격이 생산에 미친 영향이 지대하지

만 경기순환을 이해하는데 있어 총수요측 충격에 대한 분석 없이 총공급측

충격만을 분석하는 것으로는 한계가 있다는 점을 시사함.

■ 두번째 그림은 동일한 시기에 IS 부문에 발생한 충격의 동태적 영향을 제거

한 GDP와 실제 GDP의 차이를 나타내고 있음.

■ 그림에서 보면 이미 1996년 1/4분기에 제6순환기 경기수축 국면이 시작되었

음에도 불구하고 1997년 3/4분기까지는 IS 충격이 경기에 대해 팽창적인 영

향을 미쳤음을 볼 수 있음.

○ 그림에서 1996년 2/4분기부터 1997년 3/4분기까지는 IS 효과를 제거한 GDP가 실제

GDP보다 낮게 위치하고 있음을 볼 수 있는데 이는 IS 효과가 없었더라면 실제

GDP에 비해 낮은 수준의 GDP가 결과됐을 것이라는 것을 의미함.

■ 그러나 1997년 4/4분기부터는 상황이 반전되는데 이때부터는 IS 부문에서

발생한 충격이 경기에 대해 상당히 수축적인 영향을 미쳐왔음을 볼 수 있

음.

■ 여기서 IS 충격이 전체 경기에 미친 영향이 이처럼 크게 나타나는 이유는

단지 IS 부문에서 발생한 충격의 크기가 다른 부분보다 컸기 때문만은 아님.

■ IS 효과가 크게 확대된데는 앞서 충격반응분석 결과에서 본 바와 같이 IS 충

격이 수요측 변동임에도 불구하고 생산에 미치는 영향이 장기간 지속된다는

점 또한 크게 작용했다고 볼 수 있음.


<그림 II-5> 경기변동의 Historical Decomposition

11.4

11.45

11.5

11.55

11.6

11.65

11.7

11.75

11.8

11.85

95 96 97 98 99 00

GDP without

AS effects

actual

GDP

log

11.4

11.45

11.5

11.55

11.6

11.65

11.7

11.75

95 96 97 98 99 00

actual GDP

GDP without

IS effects

log

11.4

11.45

11.5

11.55

11.6

11.65

11.7

11.75

95 96 97 98 99 00

log

actual GDP

GDP withoutMD effects

30


11.4

11.45

11.5

11.55

11.6

11.65

11.7

11.75

95 96 97 98 99 00

log

actual GDP

GDP withoutMS effects

11.4

11.45

11.5

11.55

11.6

11.65

11.7

11.75

95 96 97 98 99 00

log

actual GDP

GDP without

MM effects

11.4

11.45

11.5

11.55

11.6

11.65

11.7

11.75

95 96 97 98 99 00

actual GDP

GDP without

LM effects

log



11.4

11.45

11.5

11.55

11.6

11.65

11.7

11.75

95 96 97 98 99 00

actual GDP

GDP without

AD effects

log

■ IS 충격이 왜 생산에 대해 이토록 장기간에 걸쳐 영향을 미치는지는 직관적

으로 명확하지 않음.

■ Blanchard(1993)는 실질지출부문에 구조적 충격이 발생하는 것은 민간이 생

산 수준의 항구적인(permanent) 변화를 예측하기 때문이며

■ IS 충격에 대한 생산의 충격반응이 장기간이 소요된 후에도 본래 수준으로

쉽게 복귀하지 않는 이유도 여기에 있을 것이라고 해석하고 있음.

○ 보다 엄밀히 말하자면 Blanchard(1993)은 실질지출부문 충격(IS 충격)이라기보다는

민간소비에 발생한 구조적 충격이 왜 생산을 장기균형 수준에서 그토록 오랫동안

이탈시킬 수 있는가에 대한 이유로서 이러한 해석을 제시한 바 있음.

○ 이 경우 민간의 소비감소가 경기악화의 원인인지 미래의 경기악화가 현재의 소비

감소의 원인인지는 모호함.

■ 어쨌든 실질지출부문 충격 중 민간 소비 이외의 다른 요소들에 대해 발생한

충격들도 동일한 성격을 갖는지에 대한 연구가 있어야 할 것임.

○ 예컨대 설비투자에 발생한 구조적 충격 또한 미래의 항상소득의 변화를 예고하는

것은 아닌지를 점검해 볼 필요가 있음.

○ 또 이러한 이유가 아니더라도 설비투자 감소와 같은 충격은 발생 초기에는 수요측

변동요인으로 작용하지만 장기적으로는 총공급 능력에 영향을 미칠 가능성이 있음.

32

■ 다시 IS 충격에 대한 역사적 분해결과로 돌아오면 1998년 4/4분기부터 상황

이 다시 반전되었음에 주목할 필요가 있음.

■ 아직 1998년 4/4분기 까지도 IS 효과를 제거한 GDP는 실제 GDP보다 상위에

위치하고 있지만 그 차이가 빠른 속도로 줄어들기 시작했으며(플러스 충격

이 발생) 1999년 3/4분기부터는 실제 GDP 보다 아래에 위치하기 시작했음.

■ 이후 실제 GDP와 IS 효과를 제거한 GDP 사이의 갭은 2000년 2/4분기까지

지속적으로 확대돼 왔음을 볼 수 있음.

■ <그림 II-4>에서 첫번째와 다섯번째 그림을 비교해 보면 사실 이 시기에 IS

효과에 의한 경기확장 효과가 총수요부문(AD) 전체에 의한 경기확장효과보

다 더 큼을 볼 수 있음.

○ 이는 99년과 2000년 상반기의 경기확장 국면이 주요하게는 IS 부문의 팽창에 의해

서 이루어져 왔음을 의미하는 것임.

○ 또 이는 이하에서 자세히 언급되겠지만 동일한 시기에 IS 이외의 부문, 즉 LM 부

문은 오히려 경기에 대해 수축적인 영향을 미쳐왔다는 것을 의미하는 것이기도 함.

■ 중요한 것은 2000년 3/4분기 이후로는 IS 부문에 의한 경기확장 효과의 크기

가 빠른 속도로 축소되고 있음을 볼 수 있음.

■ 이는 1998년 2/4분기부터 발생한 플러스 충격들의 영향력이 점차 약화되고

있는 것도 하나의 원인이 됐지만 보다 중요한 것은 2000년 3/4분기 이후로

IS 부문에서 발생한 강력한 마이너스 충격 때문이라 할 수 있음.

■ 이와 같은 분석이 미래의 경기 향방과 관련하여 갖는 시사점은 명확함. 즉

IS 부문에서 2000년 하반기에 발생한 마이너스 충격을 만회할 만한 플러스

충격이 발생하지 않는다면 향후 경기는 상당기간 침체될 수도 있다는 점임.

○ <그림 II-4>의 충격반응분석 결과에서 보는 바와 같이 과거 IS 부문에서 발생한 플

러스 충격들의 경기팽창 효과는 점차 약화돼 나갈 것인 반면

○ 2000년 하반기에 발생한 마이너스 충격은 향후 7~9분기에 걸쳐 실물경제에 대한

부정적인 효과가 점증할 것이기 때문임.

■ <그림 II-5>의 세번째~다섯번째 그림은 화폐시장균형을 변화시킨 충격들을


화폐수요(MD), 통화공급(MS), 통화승수(MM)에 의한 부분으로 분해한 것임.

■ 먼저 화폐수요 부문에 의한 충격효과를 제거한 GDP를 보면 1996년 1/4분기

직후부터 실제 GDP를 큰 폭으로 초과했음을 볼 수 있는데 이는 6순환기 경

기수축국면이 화폐수요 충격에 의해 발생했을 가능성이 높음을 시사함.

■ 화폐수요 충격에 의한 경기 수축효과는 97년 하반기 들어 그 크기가 크게

감소했으나 98년 1/4분기 들어 다시 큰 폭으로 확대됐음을 볼 수 있음.

○ 이는 외환위기 국면에서의 경기하강압력의 가속화가 화폐수요 충격에 상당부분 의

존한다는 것을 보여줌.

■ 화폐수요가 이렇게 강력한 경기수축효과를 미친 이유는 충격의 절대적인 크

기가 다른 총수요 부문보다 컸기 때문이라기보다는 화폐수요 충격에 대한

생산의 반응이 상대적으로 긴 시차를 두고 존속되기 때문인 것으로 보임.

○ <그림 II-5>의 충격반응실험 결과를 보면 IS 충격 효과에 비해서는 덜하지만 MD

충격 효과 또한 상당히 장기간에 걸쳐 생산에 영향을 미치고 있음을 볼 수 있는데

○ 이러한 ‘long–lasting effect’가 98년 하반기부터는 화폐수요 부문에서 발생한 플러스

충격보다 마이너스 충격의 빈도가 높았음에도 불구하고 그 이전에 발생했던 과거

의 플러스 충격이 이를 압도하도록 만들고 있는 것으로 보임.

■ 화폐수요 충격이 왜 이러한 ‘long–lasting effect’를 갖는지에 대한 직관적인 이

유는 명확하지 않음.

○ 이는 흔히 지적되고 있는 화폐수요의 불안정성뿐만 아니라 생산에 대한 동태적인

영향 또한 추후 보다 상세한 연구가 필요함을 시사함.

■ <그림 II-5>의 네번째와 다섯번째 그림을 보면 통화정책 충격(MS 충격)이나

통화승수(MM 충격)은 화폐수요에 비해 생산에 미친 효과가 상대적으로 작

았음을 볼 수 있음.

○ 이는 기본적으로 MS나 MM부문에 발생한 충격의 크기가 작았기 때문이라기 보다

는 이 부문에 발생한 충격이 생산에 미치는 효과가 0으로 수렴하는 속도가 상대적

으로 빠르게 나타나기 때문으로 볼 수 있음.

○ 통화정책 충격이나 통화승수 충격이 생산에 미친 영향이 상대적으로 작다는 사실

은 단순히 충격식별에 의해서는 확인될 수 없었던 것으로 HD 테크닉에 의한 분석

34

의 필요성을 확인시켜주는 부분이라 할 수 있음.

■ 네번째 그림에서 통화정책의 효과를 좀 저 자세히 보면 미약하긴 했지만 통

화정책 충격은 1998년 초의 경기하강압력 심화에 일조한 것으로 나타남.

○ 이 시기는 통화정책의 주권이 한국은행이 아닌 IMF에 있었던 시기로 실물경기 침

체에도 불구하고 실제로 긴축정책이 실시됐었음을 확인할 수 있지만

○ 그 절대적인 크기나 생산에 미치는 효과는 흔히 이해되는 것보다 작았었음을 알

수 있음(외환위기 당시의 통화정책에 관해서는 이하에서 LM 효과를 분석하는 곳

에서 보다 자세히 살펴볼 것임).

■ 역시 크기는 상대적으로 미약했지만 2000년 하반기에도 통화정책은 경기하

강압력을 형성하는데 일조한 것으로 나타남.

○ 이는 앞서 본 것처럼 2000년 하반기에 한국은행이 긴축정책을 실시한 결과라기보

다는 1999년 4/4분기에 실시한 긴축정책의 시차효과 때문인 것으로 보임.

■ 다음으로 다섯번째 그림에서 통화승수 부문이 생산에 미친 효과를 보면

1996년 2/4분기부터 1997년 3/4분기까지는 팽창적인 영향을 미쳐왔음을 볼

수 있음.

○ 이 시기는 M3 부문의 통화승수가 급격하게 팽창하던 시기로 이미 실물경기는

1996년 1/4분기를 정점으로 하강국면에 접어들었었음에도 불구하고 급격하게 늘어

난 금융권 신용이 이후 금융위기의 씨앗이 됐었음을 짐작할 수 있게 해 줌.

■ 그러나 1998년 1/4분기 들어서는 통화승수 부문이 적지 않은 경기수축효과

를 발생시켰음을 볼 수 있으며 이러한 효과는 99년 중에 점차 약화되다가

2000년 들어 다시 증가하고 있음을 확인할 수 있음.

■ 그런데 이와 같은 화폐시장의 부문별 분석 결과를 토대로 6순환기 경기정점

이후의 통화정책의 역할을 재해석해 볼 필요가 있음.

■ 협의로 정의된 통화정책의 분석이란 위에서 본 것과 같은 본원통화 부문 분

석에 국한되지만 광의로 정의된 통화정책의 분석이란 MD–MS–MM 부문을

포괄하는 LM 부문에 대한 분석일 수 있기 때문임.

■ 앞서 본 것처럼 통화정책을 협의로 정의할 때는 통화정책은 외환위기를 전


후한 시기의 경기변동에 미친 영향이 상대적으로 작은 것으로 나타남.

■ 그러나 통화정책을 광의로 정의해 LM 충격으로 해석할 경우 <그림 II-5>의

여섯번째 그림에서 보는 것처럼 통화정책은 외환위기를 전후한 시기의 단기

적인 경기변동에 강력한 영향을 미쳐왔을 뿐만 아니라(<그림 II-6>도 참조)

■ 사실 외환위기 당시에는 IS 충격보다 더 강력한 경기수축효과를 발생시켜

왔음을 볼 수 있음.

■ 80년대 이후로 각국 중앙은행들은 현실적으로 통화량 타겟보다는 이자율 타

겟을 선호해 왔다고 볼 수 있는데 이는 화폐수요의 불안정성으로 인해 통화

량 타겟이 금리와 경기에 상당히 민감한 영향을 줄 수 있기 때문임.

■ 이 때문에 대부분의 중앙은행들은 이자율 타겟을 정해 놓고 화폐수요의 급

격한 변동을 흡수하기 위해 통화량을 신축적으로 운용해 오고 있음

(Romer(2000) 참조).

■ 이런 점에서 보면 IMF 관리체제 하에서의 통화긴축정책의 의미는 외환위기

상황에서 발생한 강력한 화폐수요 증가충격에도 불구하고 이를 흡수하기 위

해(accommodate) 본원통화를 충분히 공급하지 않았다는 점, 따라서 궁극적으

로 시중금리 상승을 그대로 용인했다는 점에서 찾아야 할 것임.

<그림 II-6> 제6순환기 경기정점 이후 총수요 부문 충격의 성장기여

-14

-12

-10

-8

-6

-4

-2

0

2

4

6

8

96 97 98 99 00

%

AD effects

6순환기

경기하강국면IS effects

LM effects

36

III. 국민계정 모델을 활용한 실질지출부문 충격분해

■ 이상의 분석은 6순환기 경기정점 이후, 특히 외환위기를 전후한 시기의 경

기변동을 이해하는데 IS-LM 모델이 유용한 수단이 될 수 있다는 점을 보여

줬다고 할 수 있음.

■ 그러나 IS 부문의 경우 다양한 구성요소들을 포함하고 있기 때문에 II장의

분석만을 가지고 외환위기를 전후한 시기의 총수요 변동에 핵심적인 역할을

수행했던 지출부문 충격이 어디로부터 비롯된 것인지를 파악하는데는 한계

가 있음.

○ 실질지출부문은 사실 국민계정의 모든 구성요소를 포함함. 즉 민간소비(내구재 소

비(준내구재 포함) + 비내구재 및 서비스 소비), 정부소비, 건설투자, 설비투자, 재

고투자, 재화와 용역의 수출, 재화와 용역의 수입 등을 포함함.

○ 따라서 이들 세부 항목들이 분석대상이 되는 시기에 어떤 역할을 수행했는지를 파

악하는 것은 매우 중요한 작업이라 할 수 있음.

■ LM 부문의 경우 II장에서 통화수요, 본원통화공급, 금융중개 부문 등으로 나

누어 각각의 생산 기여도를 분석한 바 있기 때문에 더 자세한 논의는 하지

않기로 함.

국민계정 구성요소 모델

■ 이하에서는 IS 부문 분석을 심화하기 위해 국민계정 구성요소 모델을 통해

충격분해를 실시하고자 함.

■ 국민계정 구성요소 모델이란 Blanchard(1993), Catao and Ramaswamy(1996),

Ramaswamy and Rendu(2000)을 따라 국민계정 상의 8개 구성요소를 내생변수

로 하는 VAR 모형을 이용해 충격분해를 실시하는 것임.

○ 원래 Blanchard(1993)은 국민계정 상의 구성요소만을 변수로 하는 VAR 모형을 이

용했으나


○ 본 보고서에서는 Catao and Ramaswamy(1996)과 Ramaswamy and Rendu(2000) 등을

따라 통화정책을 나타내는 실질금리, 자산수준을 나타내는 주가/경상GDP 비율 등

의 변수를 외생변수로 포함시켰음.

■ 국민계정 구성요소 모델은 이와 같은 VAR 모델 이외에 식별을 위해 부가회

귀 방정식(auxiliary regression equation)을 추가함.

○ 부가회귀 방정식은 생산(실질 GDP)이나 소득변수(실질 GNI)의 로그차분변수(계절

조정)를 VAR 모델의 설명변수들에 회귀시키는 것임.

■ 앞서 II장에서 자세히 언급했듯이 VAR 모형의 잔차(예측오차)들은 구조적

충격 식별을 위한 1차적인 조사대상이 되지만 일반적으로 상관돼 있어 식별

을 위한 직교화의 필요성이 발생함.

■ 이러한 식별을 위해 Blanchard(1993)은 다음과 같은 두 가지의 핵심적인 가정

을 설정함.

i ) VAR 모델의 모든 이노베이션(예측오차)들이 현재기 내에(contemporaneously) 서로

서로에게 영향을 주고 받는 것은 소득변수의 이노베이션을 매개해서만 가능함.

즉,

(16)

(15) 8

1yt

iitiyt

itytiit

e

ee

ε+εγ=

ε+β=

∑=

ii ) 이 때 소득변수의 이노베이션과 VAR 모델의 구조적 충격들 사이에는 상관관계

가 존재하므로 정부부문과 수출 변수의 이노베이션을 도구변수(instrumental varia-

ble)로 사용함. 즉 정부소비와 수출의 이노베이션을 외생변수로 가정.3

■ 이 두 가지 가정으로 인해 국민계정 구성요소 모델은 단기구조벡터자기회귀

모형(contemporaneous structural VAR, 이하 CSVAR)임에도 불구하고 변수들 간

의 단기적인 상호작용을 전혀 배제하지 않는다는 장점을 가지고 있음.

■ 일반적으로 CSVAR은 앞서 II장에서 본 바 있는 (2)식의 A 행렬의 일부 구성

3 Blanchard(1993)은 정부소비만을 도구변수로 사용하였으나 여기서는 Catao and Ramaswamy (1996),

Ramaswamy and Rendu(2000) 등을 따라 수출변수의 이노베이션 또한 도구변수로 사용함.

38

요소들을 0으로 제약하는 형태를 띰.

■ Blanchard(1993) 자신은 언급하고 있지 않지만 여기서 추정하고자 하는 국민

계정 구성요소 모델은 CSVAR임에도 불구하고 변수들 간의 단기적인 상호

작용 중 어떤 것도 0으로 제약하지 않는다는 장점을 가지고 있음.4

○ (16)식에서 보면 VAR 모형의 i 번째 변수에 발생한 구조적인 충격이 y의 이노베이

션에 즉각적으로 영향을 미치며 이는 다시 (15)식에서 j번째 변수의 이노베이션에

즉각적으로 영향을 미침.

○ 수식을 이용해 보다 자세히 나타내면, A행렬은 (16)식을 (15)식에 대입하고 정리한

9×9 행렬의 8×8 분할행렬(partitioned matrix)의 역행렬에 해당됨.5 즉

γβ+γβγβγβ

γβγβγβγβ+

=

εε

ε

⋅

γγβ

β

=

−

−

)1(

)1(

(17)

1

887818

87

12

812111

1

8

1

81

8

1

1

8

1

L

MOM

L

M

L

MM

A

A

yt

t

t

yt

t

t

e

e

e

○ A-1 행렬에서 주대각원소들이 비대각원소들인 βiγj와는 다른 (1+βiγi)의 형태를 띠고

있는 것은 i 번째 변수에 발생한 구조적 충격이 소득변수의 이노베이션에 영향을

미친 후 다시 소득변수의 이노베이션이 i 번째 변수의 이노베이션에 영향을 미치

는 승수효과(multiplier effects)를 표현하고 있기 때문임.

4 변수들 간의 단기적인 상호작용의 일부를 0 으로 제약하는 것은 경제주체들이 이용가능한 모든 정보를

활용한다는 합리적 기대가설에 위배되는 것으로 비판되고 있음(Keating(1992) 참조). 5 여기서 β 계수들의 추정은 효율적인 도구변수(instrumental variable) 추정량인 GMM(generalized methods of

moments) 추정량을 사용함. GMM 추정량은 점근적으로(asymptotically) MLE(maximum likelihood estimator) 추정량과 일치하는 것으로 평가됨(Davidson and MacKinnon(1993) 참조). 일단 β 계수들이 추정되고 나면 (15)식으로부터 추정되는 잔차(구조적 충격)들을 변수로 (16)식의 γ 계수들을 추정할 수 있음. 이 때 εit와 εyt는 정의상 서로 상관돼 있지 않은 직교화된(orthogonalized) 충격들을 의미하므로 OLS(ordinary least square)에 의해 추정될 수 있음.


○ 이러한 승수효과는 i 번째 변수가 소득의 이노베이션에 영향을 미치는 정도가 클

수록(즉 γi 가 클수록), i 번째 변수가 소득의 이노베이션에 영향을 크게 받을수록(즉

βi 가 클수록) 크게 나타남.

○ 이와 달리 비대각원소 βiγj 는 j 번째 변수에 발생한 구조적 충격이 i 번째 변수의

이노베이션에 미치는 영향, 즉 교차효과를 나타내는데

○ 이 값은 j 번째 변수가 소득의 이노베이션에 주는 영향이 클수록(즉 γj 가 클수록), i

번째 변수가 소득의 이노베이션에 영향을 크게 받을수록(즉 βi 가 클수록) 크게 나

타남.

■ A-1 행렬의 구성요소들이 갖는 이와 같은 성질들은 모두 우리의 일반적인 경

제적 상식에 부합한다는 점을 알 수 있음.

■ 본격적으로 추정결과를 제시하기 전에 결과의 해석에 필요한 몇 가지 중요

한 단서 조항을 밝혀둘 필요가 있음.

■ 첫번째로 여기서 부가회귀 방정식에 사용된 y 변수는 실질 GDP 변수가 아

니라 실질 GNI 변수라는 점임.

■ 일반적으로 생산과 소득이 대체로 일치하는 경우에는 생산변수인 실질 GDP

성장률을 사용하거나 소득변수인 실질 GNI 성장률을 사용하거나 추정결과

에 큰 차이가 없을 것임.

■ 그러나 교역조건 충격으로 인해 생산변수와 소득변수의 괴리가 심화될 경우

소득변수인 실질 GNI 변수 대신 생산변수인 실질 GDP 변수를 사용할 경우

민간소비부문에서 발생한 구조적 충격을 식별하는데 문제가 발생할 수 있음.

■ 이는 2000년 하반기 이후에 발생한 소비감소가 경기악화의 원인인지 결과인

지를 해석하는데 미묘하지만 매우 중요한 차이를 가져올 수 있음.

○ 보다 구체적으로 말하자면 지난해 하반기에 교역조건 악화로 인해 실질 GNI 성장

률은 실질 GDP 성장률에 비해 훨씬 더 낮은 수준을 기록한 바 있음.

○ 이 때 민간소비증가율을 실질 GNI 성장률의 시차변수들에 회귀시킬 경우에는 구

조적 충격이 식별되지 않지만 실질 GDP 성장률의 시차변수들에 회귀시킬 경우에

는 구조적 충격이 식별될 가능성이 있음.

○ 만약 민간소비의 진정한 결정요소가 생산변수가 아니라 구매력 개념에 보다 가까

40

운 소득변수라면 실질 GDP 성장률을 사용한 모델에서 식별된 민간소비의 구조적

충격은 일종의 의사충격(spurious shock)일 가능성이 있음.

○ 때문에 본 보고서에는 실질 GNI 성장률 변수를 사용해 과연 2000년 하반기 이후

의 소비감소가 교역조건 충격에 의해 완전히 설명될 수 있는지 여부를 평가해 보

고자 하였음.

■ 두번째로 본 보고서가 추정한 VAR 모형에는 재화와 용역의 수출 대신 교역

조건 변화에 따른 무역손익을 반영하기 위해 구매력 수출(재화와 용역의 수

출 × 순상품교역조건) 변수를 사용하였음.

○ 이는 실질 GDP 대신 실질 GNI 변수를 사용하기로 한 첫번째 단서조항이 가져온

자연스러운 결과라 할 수 있음.

○ 따라서 본 보고서에서 식별한 수출 부문 충격은 물량 부문에서 발생한 충격과 단

가 부문에서 발생한 충격을 모두 포함하고 있는 것으로 보아야 함.

■ 세번째로 본 보고서는 국민계정 상의 구성요소인 정부소비 대신 통합재정수

지(보다 정확하게는 정부부문 순지출=정부지출 − 정부수입= − 통합재정수지)

를 사용하였음.

○ 통합재정수지를 사용한 이유는 정부소비 항목이 정부의 재정정책 기조를 나타내는

데 불충분하기 때문임.

○ 그런데 우리나라의 국민계정은 건설투자와 설비투자 부문에 정부투자를 포함하고

있기 때문에 이 경우 정부부문 순지출 항목은 중복요소를 포함하게 되는 문제가

있음.

○ 이러한 중복요소로 인해 건설투자 부문과 설비투자 부문에 식별된 구조적 충격이

정확하게 추정되지 못했을 가능성이 존재함.

○ 그럼에도 불구하고 본 보고서는 정부부문 충격을 식별하는 것이 2000년 하반기 이

후의 경기변동을 이해하는데 있어 보다 중요하다는 점에서 정부소비 대신 정부 순

지출 항목을 사용하기로 결정했음.

■ 실제 이 변수를 로그차분 변수들로 구성된 VAR 모형에서 사용하기 위해서

는 스케일 조정을 통해 안정성(stationarity)을 확보해야 하며 이를 위해 본 보

고서에서는 통합재정수지를 추정대상 기간 동안의 잠재(potential) 실질 GNI

변수로 나눈 뒤 사용하였음.

○ 잠재 실질 GNI는 Blanchard(1993)에 따라 확정적 시간추세에 의해 추정하였음. 이


는 잠재 실질 GNI 변수가 확률적 추세를 포함할 경우 정부부문에서 발생한 구조

적 충격의 해석이 곤란해지기 때문임.

○ 재고 변수 또한 이러한 확정적 소득추세에 의해 스케일을 조정한 후 사용하였음.

■ 네번째로 VAR 모형의 시차는 2로 하였음. 내생변수의 수가 많기 때문에 너

무 많은 시차를 허용할 경우 자유도(degree of freedom) 문제가 발생함. 따라서

백색잡음(white noise) 오차를 구할 수 있는 최소한의 시차를 선택했음.

○ 이는 Blanchard(1993), Catao and Ramaswamy(1996), Ramaswamy and Rendu(2000) 모두

동일함.

■ <표 III-1>은 이렇게 추정된 실질지출 부문(IS 부문)의 세부 항목별 충격을

식별한 결과를 나타냄.

○ 변수들의 비교를 위해 각각의 구조적 충격을 자신의 표준편차에 의해 정규화

(normalization) 하였음.

■ 이 표에서 보면 2000년 2/4분기 이후 경기하강압력을 발생시켜 온 핵심적인

실질지출 부문이 무엇인가를 알 수 있음.

■ 먼저 내구재 소비를 보면 2000년 3/4분기와 4/4분기 들어 모두 1 표준편차를

넘어서는 강력한 마이너스 충격이 연속적으로 발생했음을 볼 수 있음.

<표 III-1> 실질지출(IS) 부문별 충격의 식별 결과

내구재 비내구재

정부 순지출

건설투자 설비투자 재고투자 순수출 수출

(구매력) 수입

1998 -2.42 -5.62 -0.21 0.74 -2.20 -4.26 5.58 1.19 4.39

-0.27 0.67 0.25 0.25 1.24 0.53 -0.78 0.19 -0.97

0.47 0.90 0.49 0.91 0.73 0.28 -0.35 -0.02 -0.33

0.99 0.79 -0.05 0.42 -0.25 0.20 -0.72 0.95 -1.67

1999 -0.24 0.78 0.14 0.87 0.36 0.02 0.06 -0.18 0.24

0.10 -0.81 1.07 0.81 -0.78 -0.62 -0.80 -1.03 0.23

0.08 -0.47 0.00 -1.07 0.19 -0.72 1.38 0.14 1.24

0.07 0.07 1.20 -0.89 0.66 0.21 -1.73 -0.71 -1.02

2000 1.81 -0.30 1.02 0.61 3.39 -1.36 -2.59 -0.37 -2.21

-0.19 -1.56 -2.73 0.19 -0.16 -1.78 1.48 -0.06 1.54

-1.08 -0.50 1.73 -0.09 0.04 0.19 -0.40 -0.25 -0.15

-1.17 -0.33 -3.88 0.31 -0.80 -1.26 -0.10 -1.12 1.01

42

■ 한편, 비내구재 및 서비스 소비 부문에서는 내구재 소비보다 더 일찍 2000년

2/4분기에 표준편차의 1.6배에 달하는 커다란 마이너스 충격이 발생했었음을

볼 수 있음.

○ 비내구재 및 서비스 소비 부문에서는 비록 그 크기는 표준편차에 미달하지만 그

이후로도 지속적으로 마이너스 충격이 누적돼 왔음을 볼 수 있음.

■ 2000년 하반기 경기하강 압력과 관련하여 보다 중요한 것은 정부부문 순지

출이라 할 수 있는데 표에서 2000년 2/4분기와 4/4분기에 각각 표준편차의

2.7배와 3.9배에 달하는 강력한 마이너스 충격이 발생했음을 알 수 있음.

■ 이러한 강력한 마이너스 충격은 이 시기의 정부의 재정정책 기조가 매우 긴

축적으로 선회했음을 보여주는 증거라 할 수 있음.

○ 반면 외환위기 직후인 1999년에는 정부부문 순지출에 상당한 플러스 충격이 발생

해 왔음을 볼 수 있는데 이는 이 시기 정부의 재정정책 기조가 팽창적이었음을 시

사하는 것임.

■ 당초 정부 기획예산처는 2000년 예산안에서 2000년 통합재정수지를 GDP의

–3.5% 적자로 목표했으나 실제로는 GDP의 1.1%에 달하는 흑자를 달성한 바

있음.

■ 다시 말해 정부는 2000년에 무려 4.6%의 긴축오차를 발생시킨 것이며 이러

한 긴축오차가 민간의 유효수요를 격감시켜 경기하강압력에 상당한 영향을

미쳤음을 짐작할 수 있음.

○ 실적치를 기준으로 보면 1999년 통합재정수지가 –4.0%였으므로 2000년 통합재정

수지는 무려 5%p의 급격한 변화를 가져온 것임.

■ 이 같은 어마어마한 긴축오차는 정부가 당초 세정계획을 수립할 때 세수전

망을 지나치게 보수적으로 설정한 데 원인이 있는 것으로 보임.

○ 즉 당초 정부가 상당한 적자재정을 목표했음에도 불구하고 외환위기 이후 사회의

전반적인 투명도가 높아지면서 과표현실화율이 상당히 높아졌으며 그 결과 정부의

의도와 무관하게 세수가 지나치게 많이 걷히게 된 것으로 보임.

○ 신용카드 사용액에 대한 세액공제 또한 그 동안 상당부분 포착되지 않았던 자영업

자들의 소득흐름을 노출시키는데 상당한 기여를 한 것으로 보임.


■ 한편 건설투자와 설비투자 부문에서는 2000년 하반기 들어 뚜렷한 마이너스

충격이 발생하지 않은 것으로 보여 적어도 2000년 하반기의 경기하강 압력

형성에 주도적인 역할을 한 것으로는 보이지 않음.

○ 설비투자의 경우 2000년 4/4분기에 표준편차의 0.8배에 달하는 마이너스 충격이 발

생했지만 다른 부문에 발생한 마이너스 충격에 비해서는 상대적으로 완만한 수준

이었다고 평가될 수 있을 것임.

○ 그러나 건설투자나 설비투자의 경우 앞서 지적한 바와 같이 정부부문을 포함하고

있어 해석상에 한계가 존재한다는 점을 인식할 필요가 있음.

■ 다른 한편으로 재고투자를 보면 2000년 들어 3/4분기를 제외하면 지속적으

로 마이너스 충격에 직면해 왔음을 볼 수 있음.

■ 충격의 크기 또한 모두 표준편차를 넘는 커다란 충격들이었음을 볼 수 있는

데 이는 해석에 상당한 주의가 요구됨.

■ 여기서 식별된 2000년의 마이너스 재고투자 충격은 경기적인 요소와 비경기

적인 요소 모두를 포함하고 있는 것으로 보이기 때문임.

○ 일반적으로 경제의 디지털화가 촉진되면서 재고투자는 비경기적인 요소에 의해 감

소충격들이 발생하고 있을 것으로 짐작되기 때문임.

○ 또 외환위기는 이러한 적정재고 수준의 하향조정을 촉진하는 계기가 됐을 것으로

보임.

■ 따라서 이러한 비경기적인 요소들을 감안하면 재고투자에서 경기적 요소로

발생한 독립적인 마이너스 충격의 크기는 상대적으로 작았을 것이라고 짐작

해 볼 수 있음.

○ 다시 말해 2000년 하반기 이후의 경기하강압력 형성에 주도적인 역할을 수행한 것

으로는 보기 힘들다는 점임.

○ 그러나 경제의 디지털화나 외환위기가 기업들의 적정 재고수준에 미친 충격을 보

다 엄밀하게 분석하기 전까지는 확정적인 해석은 유보해야 할 것으로 보임.

■ 마지막으로 순수출 부문을 보면 2000 하반기보다는 오히려 1999년 4/4분기

와 2000년 1/4분기에 각각 표준편차의 1.7배와 2.6배에 달하는 강력한 마이너

스 충격이 발생했었음을 볼 수 있음.

44

■ 순수출 부문을 수출, 수입으로 나눠 보면 이 시기에 발생했던 마이너스 충격

이 수출보다는 수입부문에서 발생했었음을 알 수 있음.

○ 즉 수출에서도 마이너스 충격이 발생했지만 당시 급격한 경기상승세를 반영해 수

입이 급증했던 것이 이 시기 순수출 부문에서 발생했던 마이너스 충격의 보다 주

된 요인이라 할 수 있음.

○ 한편 이 시기에 물량 면에서 급격한 팽창세를 나타냈음에도 불구하고 미약하나마

수출부문에서 마이너스 충격들이 발생했던 이유는 한편으로 반도체 가격 하락에

의해 다른 한편으로 국제유가 폭등에 의해 교역조건이 크게 악화됐기 때문임.

■ 반면 수출은 2000년 4/4분기 들어 강력한 마이너스 충격이 발생했는데 이는

미국을 비롯한 선진권 경기가 3/4분기를 기점으로 급격하게 둔화되면서 해

외수요가 격감했기 때문으로 보임.

○ 물량 면에서의 수출증가율도 크게 낮아졌지만 반도체 가격 폭락에 따라 단가 요인

도 이 시기에 발생한 마이너스 충격에 상당한 기여를 했던 것으로 보임.

■ 한편 수출부문에서 이렇듯 강력한 마이너스 충격이 발생했지만 2000년 2/4

분기와 4/4분기 들어 수입부문에서 강력한 플러스 충격이 발생했기 때문에

순수출 부문에서는 이렇다 할 마이너스 충격이 발생하지 않은 것임.

■ 이상의 논의를 종합해 보면 2000년 2/4분기 이후의 실질지출 부문에서 발생

한 강력한 마이너스 충격을 주도했던 것은 민간소비(내구재+비내구재 및 서

비스 소비), 정부부문 순지출, 수출(구매력 조정치) 등이었던 것으로 보임.

■ 따라서 향후 경기상황과 관련해 중요한 의미를 갖는 것은 이들 부문에서 발

생한 마이너스 충격이 앞으로 생산에 어떤 영향을 미치게 될 것인가라고 할

수 있음.

■ 이를 보기 위해 (15)식과 (16)식에서 추정된 구조 파라미터 값을 기초로 충

격반응분석을 실시하였음.

○ 충격반응분석은 Blanchard(1993)에 따라 (15)식과 (16)식에서 추정된 파라미터 값을

그대로 사용하되 2변수 VAR 모형을 사용하였음.

○ 예를 들어 내구재 소비 충격의 효과를 분석하기 위해서는 내구재 소비와 실질

GNI 2변수 VAR 모형을 추정하여 (15)식과 (16)식의 파라미터 값을 이용해 충격반

응분석을 실시함.


○ 8변수 VAR 모형 대신 2변수 VAR 모형을 이용하는 것은 단순히 분석의 편의를 위

한 것임. VAR 모형의 시차는 4분기로 하였음.

■ <그림 III-1>은 내구재, 비내구재 소비(서비스 포함), 순수출 부문의 −1 표준

편차 충격과 정부부문 순지출의 1 표준편차 충격에 대한 실질 GNI의 동태

적인 변화를 추정한 것임.

■ 그림에서 보는 바와 같이 1 표준편차 충격에 대해 생산의 침체 정도가 가장

크게 나타나는 것은 비내구재 소비 충격에 대한 것임.6

○ 충격반응의 정도는 비내구재, 순수출, 내구재, 정부부문 순지출의 순으로 나타났음.

이러한 차이는 각 구성요소들이 GDP에서 차지하는 비중을 반영하는 것으로도 볼

수 있음.7

○ 여기서 비내구재, 순수출, 내구재 부문의 감소충격에 대한 실질 GNI의 반응은 모

두 장기간에 걸쳐 유의적인(95% 신뢰구간) 것으로 나타났으나

○ 정부부문 순지출에 대한 실질 GNI의 반응은 분석대상이 된 모든 기간에 대해 유

의적이지 못한 것으로 나타났음.

■ 재미있는 점은 이 같은 충격들이 모두 총수요측 충격임에도 불구하고 생산

에 대한 영향이 상당히 장기간 지속되는 것으로 나타났다는 점임.

○ 앞서 지적한 바와 같이 이러한 long-lasting effect가 나타나는 직관적인 이유는 분명

하지 않음.

○ 물론 2변수 VAR에 장기식별제약(예를 들어 내구재 소비충격이 실질 GNI에 미치

는 영향은 장기적으로 0이라는 식별제약)을 가할 경우 실질 GNI의 충격반응함수

가 0으로 수렴하는 시간은 상당히 앞당겨지지만

○ 앞서 지적한 바와 같이 이러한 식별제약이 타당하려면 이러한 식별제약 없이도 궁

극적으로는 충격반응함수가 0으로 수렴해야 한다는 점에서 이러한 long-lasting

effect에 대한 설명은 장기식별제약 유무와 상관없이 추후 보다 상세한 연구에 의

해 설명돼야 할 것으로 보임.

■ 어쨌든 향후 경기전망과 관련해 중요한 점은 2000년 2/4분기 이후에 발생한

6 여기서 순수출 부문의 충격은 수입은 불변으로 두고 수출 쪽에서 발생한 것으로 가정하고 충격반응함

수를 추정하였음. 7 이와 같은 결과는 y 변수로 실질 GNI 대신 실질 GDP 를 사용하더라도 마찬가지인 것으로 나타났음.

46

실질지출 부문의 마이너스 충격들에 대한 생산(소득)의 반응이 상당히 장기

화될 수 있다는 점임.

■ 이는 이들 부문에서 플러스 충격이 발생해 2000년 2/4분기 이후의 마이너스

충격들을 상쇄하지 않는다면 경기회복속도가 상당히 더디게 나타날 수 있다

는 점을 시사하는 것임.

<그림 III-1> 지출부문별 충격에 대한 실질 GNI의 충격반응

-3.6

-3

-2.4

-1.8

-1.2

-0.6

0

0.6

1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29

%

(분기)

durables

non-durables and services

-2.4

-2

-1.6

-1.2

-0.8

-0.4

0

0.4

1 3 5 7 9 11 13 15 17 19 21 23 25 27 29

%

net export

gov.'s net expenditure

(분기)


IV. 시사점

■ 충격식별과 역사적 분해 방법을 동원한 이상의 분석은 IS-LM-AS 모델에 근

거해 외환위기를 전후한 시기의 경기변동을 이끌어 온 근본적인 동력들이

무엇인지를 이해할 수 있는 기초를 제공했다고 볼 수 있음.

■ 이상의 분석은 1999년 8월 이후 급상승세를 보여온 국내 경기가 2000년 상

반기 이후 다시 급격한 하락세를 보이고 있는 근본적인 원인이 2000년 2/4

분기 이후 실질지출 부문에서 발생한 마이너스 충격들에 기인함을 보여 줌.

■ 이와 함께 2000년 3/4분기 이후 발생한 통화수요 증가충격과 이를 적극적으

로 흡수하지 않았던 보수적인 통화정책 기조, 2000년 하반기 들어 더욱 심화

되고 있는 신용경색 등도 일정한 경기하강 압력을 형성한 것으로 평가됨.

■ 향후 경기향방과 관련하여 중요한 의미를 갖는 것은 실질지출 부문에 발생

한 마이너스 충격이 총수요측 변동임에도 불구하고 생산을 장기간 침체시킬

수 있다는 점임.

■ 따라서 2001년 상반기에 통화부문이나 실질지출부문에서 이를 상쇄할 수 있

는 플러스 충격이 발생하지 않는다면 상당기간 동안 생산침체가 지속될 가

능성이 있음.

■ 2000년 2/4분기 이후 실질지출부문에서 발생했던 충격들을 보다 세부적으로

분해해 보면 민간소비(내구재 및 비내구재 소비), 정부부문 순지출, 수출(구

매력 조정치) 부문에서 발생했던 마이너스 충격들이 실질지출부문 수요를

감소시키는데 주요했던 것으로 분석됨.

■ 정부부문 순지출을 제외하면 이들 실질지출부문에 발생한 마이너스 충격들

은 생산을 장기적으로 침체시키는 효과가 있는 것으로 분석됐으며 특히 비

내구재(서비스 부문 포함)의 생산침체 효과가 상당히 긴 것으로 나타났음.

■ 비내구재 소비의 경우 일시적인 경기변동 보다는 항상소득(permanent income)

의 움직임에 보다 민감하게 반응한다는 점에서 최근에 발생한 마이너스 충

격이 미래의 항상소득의 증가율 감소를 예고하는 것이 아닌지 점검해 볼 필

48

요가 있을 것으로 보임.

강도 높은 구조조정과 성장잠재력의 배양

■ 이와 관련하여 1990년대 중반 이후 총공급부문에 발생한 일련의 마이너스

충격들로 인해 우리경제의 잠재성장률이 6~7%대에서 4~5%대로 급격하게

낮아진 점에 주목할 필요가 있음.

■ 잠재성장률이 급격하게 둔화되고 있는 원인은 기술혁신 속도의 둔화, 중복

과잉투자로 인한 자본생산성의 저하, 노동인구 증가율의 둔화 등에 기인하

는 것으로 보임.

■ 이러한 잠재성장률의 둔화는 우리경제의 speed limit을 상당히 낮춰 놓았으며

이로 인해 정책당국의 전통적인 경기안정대책이 무력화될 가능성이 높다는

점에 주의해야 할 것임.

■ 최근 원화환율이 엔 약세를 배경으로 달러 당 1350원을 넘어서자 한국은행

의 시장개입을 둘러싸고 물가안정을 우선하는 한국은행과 경기안정을 우선

하는 재경부가 치열하게 대립했던 것은 저성장기의 거시안정화정책의 딜레

마를 극명하게 보여줌.

■ 다시 말해 과거의 기준으로 보면 결코 경기과열이라고 보기 힘든 상황 하에

서도 일시적인 유가상승이나 환율상승에 의해 인플레이션이 목표치에서 쉽

게 벗어날 가능성이 높아져 경기와 물가 중 어떤 것을 우선할 것인가라는

정책당국의 딜레마가 심화되고 있는 것임.

■ 따라서 앞으로의 경기대책은 단기적인 총수요 관리정책 뿐만 아니라 장기적

으로 성장잠재력을 배양할 수 있는 차원에서 동시에 진행되어야 할 것임.

■ 장기적인 성장잠재력 배양을 위해 가장 시급한 과제는 중단된 구조조정 과

업을 강도 높게 추진해 나가는 것이라 할 수 있음.

■ 그러나 산업은행의 ‘회사채신속인수제’와 자본잠식된 현대건설의 ‘출자전환’

등의 정책은 일시적으로 금융시장 안정에 기여하고 있으나 자칫 우리경제의

구조조정을 후퇴시킬 수 있다는 점에서 과거의 모럴-헤저드가 재연되지 않


도록 경계해야 할 것임.

■ 구조조정의 핵심은 단순히 기존 부실에 책임이 있는 경영진을 ‘몰아내는’데

있는 것이 아니라 부실의 원천이 되고 있는 과잉생산설비를 과감히 청산하

는데 있음.

■ 이를 위해서는 수익이 나지 않는 부문에 잘못 투자된 부채를 실질적으로 축

소하는 노력이 요구됨.

■ 이럴 때에만 현재 추진중인 구조조정이 장기적으로 우리경제의 성장잠재력

을 배양시키는 방향으로 기여할 수 있을 것임.

■ 이런 점에서 정부는 회사채신속인수제가 올해에 대해서만 한시적으로 실시

된 ‘비상대책’이라는 점을 분명히 함으로써 기업들로 하여금 올해가 구조조

정의 마지막 기회라는 명확한 인식을 심어주어야 할 것임.

좀더 유연화된 재정정책

■ 그러나 이러한 강도 높은 구조조정 정책은 불가피하게 2000년 상반기 이후

에 발생한 경기하강압력을 심화시킬 가능성이 높음.

■ 따라서 현 상황에서는 일반적으로 구조조정 시기에 나타나는 경기하강압력

과 2000년 상반기 이후에 이미 발생한 경기하강압력에 대처하기 위해 정부

가 보다 유연화된 재정정책을 추진하는 것이 바람직할 것으로 보임.

■ 당초 정부는 올해 통합재정수지를 GDP의 –0.1%로 계획한 바 있음. 그러나

여기에는 적어도 세가지 정도의 문제점이 있음.

■ 첫번째는 올해에도 지난해와 마찬가지로 통합재정수지 목표를 초과달성함으

로써 의도치 않은 ‘긴축오차’가 발생할 가능성이 없지 않다는 점임.

■ 이 경우 지난해와 마찬가지로 정부부문이 경기하강 압력을 완화하는 것이

아니라 오히려 심화시키는 사태가 발생할 가능성이 있음.

■ 두번째로 정부의 의도대로 통합재정수지가 GDP의 –0.1% 적자를 달성한다고

50

해도 이것이 2000년 상반기 이후에 형성된 경기하강압력을 완화하기에 충분

한 수준인가 하는 점임.

■ 이미 당초 정부가 계획했던 5~6%대의 성장목표가 달성불가능하다는 점이

분명해졌다면 정부는 지나치게 보수적으로 설정된 통합재정수지 적자 목표

를 좀 더 유연하게 늘려 잡을 필요가 있는 것으로 보임.

■ 정치권 일각에서는 재정건전성에 대한 우려도 있는 것이 사실이나 어떤 관

점에서 보더라도 현재 우리 정부의 국가부채가 정상적인 경기안정화 기능을

수행하기 어려울 정도로 악화돼 있다고 보기는 어려움.

○ 2000년말 현재 국가부채는 국제기준으로 볼 때(OECD) 120조로 GDP의 25%에 불

과하며 지급보증 부분을 포함시키더라도 %이어서 재정건전성에 대한 우려는 아

직 시기상조이며

○ 지나치게 경직적인 재정건전화 정책은 오히려 경기침체와 이를 통한 재정악화를

초래할 가능성이 있음.

■ 자칫 팽창적인 재정정책을 통한 경기부양이 일본과 같은 상황을 답습하지나

않을까 하는 우려가 있는 것도 사실임.

■ 그러나 분명히 해야 할 것은 일본의 문제는 재정자금을 동원해 경기부양정

책을 실시해 왔다는데 있는 것이 아니라 기업과 금융기관 부실을 10년 가까

이 해소하지 않고 정치적 혼란 속에 방치해 둔 채 경기부양만으로 구조조정

을 대신해 왔다는데 있는 것임.

■ 세번째 정부는 현단계에서 전면적인 경기부양은 불필요하며 따라서 상반기

에 예산의 67%, 1/4분기에 36%를 투입하는 재정자금 조기투입 방식으로 제

한적인 경기부양정책을 실시한다고 밝힌 바 있음.

■ 그러나 ‘front-loading’이라 불리는 이러한 재정자금 조기투입이 과연 실제로

이루어지고 있는지는 의문임.

○ 얼마 전 재정경제부가 밝힌 통합재정수지 실적치를 보면 올해 1월과 2월에도 통합

재정수지는 각각 GDP의 1.4%와 1.1%의 흑자를 달성한 것으로 나타났으며 이는

지난해에 비해 오히려 긴축기조가 강화되고 있는 듯한 인상까지 받게 됨.8

8 이 점은 우리 언론에 의해서는 전혀 부각되지 못했음. 이 점을 가장 먼저 지적한 것은 외국계 증권사인


■ 물론 2/4분기 들어서는 재정자금의 조기투입은 가속화될 전망임. 그러나 이

경우에도 문제는 그대로 남음. 정말로 재경부가 재정자금을 2/4분기에 몰아

서 투입한다면 올해 하반기에는 재정정책 기조가 다시 긴축으로 선회할 수

밖에 없기 때문임.

■ 결국 재정자금의 조기투입이라는 방침은 근본적인 경기부양책이 될 수 없으

며 올해 하반기에 어렵게 회복궤도에 들어 선 경기를 다시 냉각시키지 않기

위해서는 추경예산에서 적자재정을 편성해야 할 것으로 보임.

거시정책의 초점은 물가보다는 경기안정

■ 다른 한편으로 미, 일등 대외경제여건 악화로 국내경기 침체가 심화될 경우

정부는 한국은행과의 긴밀한 협조를 통해 통화정책 기조를 완화하는 방안을

모색할 필요가 있을 것으로 보임.

■ 3월 들어 처음 마이너스 증가율(-0.6%, 전년동기비)을 기록한 수출은 4월

들어서도 15일말 현재 –7.8%의 증가세를 기록하면서 감소세가 가속화되고

있음.

■ 이런 점에서 한국은행이 환율 상승을 막기위해 시장에 개입하는 것은 재고

해볼 필요가 있음. 수출은 올해 하반기의 경기 재상승을 유도할 수 있는 유

일한 성장주도 부문이라는 점을 다시 한번 인식할 필요가 있음.

■ 그러나 현재 수출이 급격하게 위축되고 있는 것은 환율의 고평가 요인보다

는 해외수요 격감에 따른 것으로 정부나 한국은행의 거시경제 안정대책에

의해 근본적으로 해결할 수 있는 문제는 아니라고 할 수 있음.

■ 따라서 정책당국은 수출 감소세를 완화시키는 것 자체보다는 수출둔화로

인해 내수경기가 동반추락하는 부작용을 최소화하는데 주력해야 할 것으로

보임.

■ 특히 재정정책이 팽창적인 기조로 돌아설 경우 통화팽창이 뒷받침되지 않는

다면 금리상승에 따른 구축효과로 정책의 실효성이 약화될 수 있음.

Salomon Smith Barney였음. Korea Economic Weekly, 16 April, 2001 참조.

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■ 현재 한국은행에서는 인플레이션율이 5%대를 위협하면서 사실상 실질금리

(정책금리 기준)는 1%에도 미치지 못한다는 점을 들어 추가적인 통화정책

완화의 필요성을 부인하고 있는 것으로 보임.

■ 그러나 실질금리 산출의 기준이 되는 것은 현재의 인플레이션율이 아니라

미래에 대한 기대 인플레이션율이라는 점을 고려할 필요가 있음.

■ 주지하다시피 현재 인플레이션율이 5%대 가까이 근접한 것은 작년 유가상

승에 따른 효과가 올해 반영되면서 나타난 부분과 환율 상승에 따른 일시적

인 효과에 기인하는 바 큼.

■ 그러나 유가는 지난해에 비해 안정세를 유지하고 있고 환율 또한 일시적인

물가수준의 ‘점프’를 가져올 수는 있어도 지속적인 물가상승을 가져올 수는

없다는 점에서 기대 인플레이션율이 5%대로 높아졌다는 것은 설득력이 없음.

■ 더욱이 시계열 모형을 이용해 최근의 생산갭(output gap)을 추정해 보면 약

1%의 디플레이션 갭이 다시 형성된 것으로 나타남. 이는 현재의 인플레이션

율이 장기적인 성격을 갖지 않는다는 것을 의미함.9

■ 그렇다면 우리경제가 현재 직면하고 있는 경제의 불확실성이 근본적으로 취

약한 기업의 재무구조와 현금창출능력에 있다는 점에서 거시경제 정책의 초

점은 최대한 기업의 캐쉬-플로우를 안정시키는데 초점이 놓여져야 할 것으

로 보임.

■ 나아가 경기침체가 장기화될 경우에는 정책적으로 실질금리를 마이너스로

만드는 정책도 고려해 볼 필요가 있음.

■ 이는 구조조정의 대원칙에 위배된다고 생각하는 사람도 있을 수 있으나 지

금처럼 정부의 사실상의 지급보증에 의해 퇴출대상기업이 시장에 잔류하는

것은 오히려 더 큰 문제를 야기할 수 있음.

■ 현상황에서는 오히려 마이너스 실질금리하에서도 생존하지 못하는 한계기업

을 우선적으로 확실하게 퇴출시키는 것이 보다 생산적이라는 점을 고려할

필요가 있을 것으로 보임. 9 이는 현재 한국은행도 인정하고 있는 것으로 보인다.


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