1) 일별환율변동의 표준편차를 두 기간에 대해 비교해 보면 기간1(4.7원)보다 기간2(6.6원)가 더 큰 것으로 나타나 다양한 외부충격이 환율변동성을 증가시킨 것으로 나타났다.
2) 윤경수ㆍ이종현ㆍ엄상민(2012)은 환율상승이 수입재가격 상승을 통해 원화의 실질구매력을 감소시켜 소비 및 투자를 위축시키는 것으로 분석한 바 있으며, 황종률(2018)도 원화의 실질환율이 1% 상승(원화 약세)할 경우 설비투자가 3분기동안 0.9% 감소, 민간소비는 0.1% 감소하는 것으로 분석하였다.
3) 그 밖에 환율의 이론적 모형을 바탕으로 환율변동을 직접 설명하려는 행태적균형환율 추정방법도 다양하게 이용되고 있다. 이에 관해서는 Edward(1989), Stein(1994), Elbadawi(1994), Faruqee (1995), Kramer(1996), Clark & MacDonald(1998) 등을 참조하기 바란다.
4)
5) 국제결제은행이 발표하는 실질실효환율지수는 현재 기준년이 2010=100이며, 소비자물가지수를 이용하여 산출하고 있다.
6) 2017년 4/4분기의 경우 명목실효환율지수는 115.3을 기록하였는데 이는 원화가 기준년인 2010년 이후 경쟁국 통화대비 15.3% 상대적으로 고평가되었음을 의미한다.
7) 국제결제은행은 61개국에 대해 실질실효환율지수를 작성 발표하고 있는데, 모든 나라의 경상수지가 균형에 가까운 해를 일률적으로 고려하기는 불가능하므로 단순히 매5년 단위로 기준년(현재 2010 년)을 선정 하고 있다. 따라서 우리나라의 경상수지가 균형에 가까운 2001년을 기준년으로 인위적으로 재조정함에 따라 이의 구성요소인 명목실효환율과 구매력환율의 변동크기도 바뀔 수 있음에 유의할 필요가 있다.
8) 2006년의 경우에는 경상수지 흑자규모가 GDP의 0.4%로 2001년과 비슷한 수준이나 당시 우리나라 조선사들의 과도한 환헤지로 명목환율이 경상수지 흑자규모대비 과도히 하락하면서 원화의 명목실효환율이 경쟁국대비 20% 이상 고평가 되었다는 점에서 기준년도로 채택하기 어렵다고 판단 하였다.
9) 엄밀한 의미에서 실질실효환율지수에 의한 균형환율은 수출경쟁력 유지를 위해 요구되는 목표환율이라기 보다는 대외균형에 근접한 기준년 수준으로 경쟁상대국과의 명목환율 및 물가수준을 일치 시키는 환율수준으로 보는 것이 더 정확한 표현이다.
10) 보다 자세한 내용은 Williamson(1994) 등을 참조하기 바란다.
11) IMF의 CGER에서는 그 밖에 원유수출국을 위한 원유수지(oil balance)를 포함하기도 한다.
12) 일부 학자들은 실질실효환율, 내외금리차 등의 변수를 포함하기도 하나 본고에서는 추정의 자의성을 최소화하기 위해 IMF의 CGER방법에서 사용하는 변수로서 경제구조 변화와 관련이 큰 변 수로 선정하였다.
13) 여기서
는 (총저축-총투자)/GDP,
는 정부지출,
은 비경제활동인구/경제활동 인구,
는 순대외금융자산,
는 한ㆍ미 교역조건차,
는 글로벌 주식시장 변동성지수,
은 2008년 4/4분기~2009년 2/4분기 기간더미를 나타낸다. 괄호내 수치는 t값을 의미한다. 수준변수에 대해서는 각각 로그(log)변환하였으며 단위근이 존재하는 경우 차분한 후 추정하였다. 추정 기간은 2000년 1/4분기~2017년 4/4분기로 하였다.
14) 탄성치 추정을 위해 우리나라 경상수지에 가장 영향을 미치는 원화환율과 대외수요를 설명변수로 회귀추정한 결과 명목환율 1%의 변화는 GDP대비 경상수지 규모를 0.143%p 변화시키는 것으로 분석되었다. 추정방법상 탄성치의 값에 따라 균형환율 수준이 차이가 날 수 있으나 IMF CGER에서 주요국 패널데이타를 이용한 탄성치와 윤상규ㆍ안동준(2008), 김복용ㆍ곽범준(2009) 등의 연구에서와 큰 차이는 없는 수준으로 판단된다.
참고문헌
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윤경수ㆍ이종현ㆍ엄상민, 2012, 환율변동의 소비 및 투자에 대한 대체효과와 소득효과, 한국은행 『조사통계월보』66/4.
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이승호, 2012, 『환율의 이해와 예측』, 삶과지식.
황종률, 2018, 원/달러 환율변동이 실물경제 및 국내물가에 미치는 영향, 국회예산정책처 『NABO 경제동향&이슈』 65.
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