사후적 실질 이자율의 내생성 검정

먼저 이자율, 인플레이션 및 사후적 실질 이자율에 대해 통상적인 단위근 검
정 (ADF 및 Phillips-Perron)을 실시하였다. 그 결과 이자율과 인플레이션에 대
해 <Table 1>에서 보듯 5% 유의수준에서 ‘단위근이 존재한다’인 귀무가설을 
기각할 수 없는 것으로 나타났다. 따라서 (인플레이션이 I(0)이라는 실증분석에 
기반한) Rose(1988)와 같은 논리에 따라 실질이자율이 I(1)이라는 주장은 우리
나라 자료의 경우 기각된다. 한편 사후적 실질 이자율에 대한 ADF 검정의 경
우 5% 유의수준에서 외환위기 전후 모두 단위근의 존재를 기각하지만 
Phillips-Perron 검정의 경우는 기각하지 않는 것으로 나타났다. 

 

 

다음으로 실질이자율의 대용변수로 많이 쓰이는 사후적 실질이자율이 인플
레이션과 독립적인지를 보기 위해 아래 <Table 2>와 같이 그랜저 검정을 실시
하였다. 그 결과 외환위기 후 시차를 9로 한 경우를 제외하고는 인플레이션이 
사후적 실질이자율을 그랜저 인과하지 않는다는 귀무가설을 5% 유의수준에서 
기각하는 것으로 나타났다. 또한 사후적 실질이자율과 인플레이션으로 구성된 
VAR(3) 모형에서 사후적 실질이자율에 대한 충격과 인플레이션에 대
한 충격간의 상관관계를 구한 결과 외환위기 전후 모두 상관관계가 높은 
것으로 나타났다. 이에 따라 적어도 외환위기 이후에 사후적 실질이자율이 인
플레이션과 내생성을 가질 개연성이 있는 것으로 판단된다.

 

 

다음으로 사후적 실질이자율 및 인플레이션으로 이루어진 VAR 모형을 이용
하여 사후적 실질이자율이 동태적으로 인플레이션의 영향을 받는 지 여부를 
VAR(3) 모형을 이용하여 분석하였다. 즉 식별순서에 영향을 받지 않는 Koop, 
Pesaran and Potter(1996)와 Pesaran and Shin(1998)의 일반화된 충격반응 분석 
결과 아래 <Figure 2>에서 보듯 외환위기 이후 특히 사후적 실질이자율이 동태
적으로 인플레이션의 영향을 유의하게 받고 있음을 확인할 수 있다.

 

이를 바탕으로 Johansen 공적분 검정 결과, 아래 <Table 4>에서 보듯 외환위
기 이후 Trace 통계량과 Max-Eigen 통계량 기준으로 ‘공적분 벡터가 존재하지 
않는다’는 귀무가설을 1% 유의수준에서 기각하는 반면 ‘공적분 벡터가 1개’라
는 귀무가설은 기각할 수 없음을 나타내고 있다. 반면 외환위기 이전의 경우 
Max-Eigen 통계량 기준으로 ‘공적분 벡터가 존재하지 않는다’는 귀무가설을 
1% 유의수준에서 기각할 수 없는 반면 ‘공적분 벡터가 1개’라는 귀무가설은 
기각하고 있음을 나타내고 있다. 또 Trace 통계량 두 귀무가설을 1% 유의수준
에서 모두 기각하고 있어 혼재된 결과를 보이고 있다.

 

 

마지막으로 위의 추정결과의 강건성을 파악하기 위하여 명목 이자율, 실질이
자율, 인플레이션 추세, 실질 이자율 추세 및 실질 산업생산지수로 구성된 
VAR(5)에서 충격반응 분석을 실시하였다. 그 결과 <부록 2>의 충격반응함수에
서 보듯 그 결과가 앞서의 3변수 VAR 모형 추정결과와 유사한 것으로 나타났다. 
 

 

마지막으로 비교를 위하여 사후적 실질이자율과 인플레이션 추세 및 실질산
업생산지수로 구성된 VAR(3) 모형에서 충격반응분석을 실시하였다. 그 결과 
아래 <Figure 8>과 같이 사후적 실질 이자율과 인플레이션 추세 충격은 실질산
업생산지수를 통계적으로 유의하게 변동 시키지 못하는 것으로 나타났다.