대한민국 금융계정

KRBOPFIN은 어떠한 변환도 거치지 않고 보고된 그대로 기록한 원계열이며, 거주자 경제의 금융계정 순액을 미국 달러 백만 단위로 표시한 것이다. 이 계정은 직접투자·증권투자·파생금융상품·기타투자·준비자산에 걸쳐 금융자산의 순취득에서 금융부채의 순증가를 뺀 값을 기록하므로, 무엇이 거래되었는지가 아니라 대외거래가 어떻게 조달되었는지를 담는 흐름이다.

이 순액은 국민 사회회계의 계보에 속하는 복식부기 회계 수량으로, 모든 대외거래가 대변에 한 번 차변에 한 번 상계 기입된다(Meade and Stone 1941). 금융계정은 소득·자본·금융 계정이 통합된 체계 안에 자리하며(Stone 1966), 그 정의와 정합성 규칙은 현대 사회회계 틀(Stone 1947)과 그것이 정식화한 국민소득 측정(Kuznets 1941)에서 내려오고, 부문별 원천·사용 회계라는 자금순환 전통(Copeland 1949)과 그 뒤의 완결된 실증적 구축(Copeland 1952)에 이어진다.

금융계정은 경상·자본계정의 조달 대응물이므로 오차 및 누락을 제외하면 거주자 경제가 여타 세계에 순대출한 규모를 반영하며, 이는 저축, 투자, 대외수지를 잇는 시점 간 회계 관계이다(Obstfeld and Rogoff 1995). 누적된 금융계정 거래는 평가효과를 분리하고 나면 국제투자대조표로 대응되고(Lane and Milesi-Ferretti 2001; Gourinchas and Rey 2007b), 순액 뒤의 총 포지션은 순 흐름이 담지 못하는 정보를 담는다(Obstfeld 2012).

기저 회계에서는 모든 채권이 한 부문의 자산인 동시에 다른 부문의 부채로 기입되고, 그 스톡 대응물은 금융자산·부채를 기록하도록 구축된 국민 대차대조표에 집계되며(Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963), 단위 부문 구분과 상품 분류의 편제 규약을 따른다(Dawson 1996).

이 계열은 스톡이 아니라 부호를 갖는 흐름이고 계절조정되지 않으므로, 대외 결제의 계절 구조를 그대로 지니며, 여기서는 추가 조정 없이 측정된 그대로 기록한다.

KRED는 KRBOPFIN에 디플레이트, 재척도화, 평활화, 연율화, 계절조정 어느 것도 적용하지 않으므로, 공표 수치는 측정된 그대로의 편제 순액이며 단위는 미국 달러 백만이다. 순액이 양수와 음수를 모두 취하므로 로그나 비율 변환도 적용하지 않고 수준을 기록한 그대로 제공한다.

측정의 토대는 복식부기 국제수지 틀이며, 이 틀에서는 모든 대외거래가 대변과 차변에 동시에 기입되어 계정이 마감되고(Meade and Stone 1941), 이는 통합 사회회계 체계 안에 자리한다(Stone 1966; Stone 1947). 그러한 추정치의 신뢰도 한계는 계정과 함께 정식화되었으며(Stone, Champernowne, and Meade 1942), 그것이 확장한 국민소득 측정은 그 토대를 이룬다(Kuznets 1941).

금융계정은 4중 기입 원리 아래 상품별로 편제되어 각 채권이 한 부문의 자산인 동시에 다른 부문의 부채로 기록되며(Copeland 1949; Copeland 1952), 대외 거래주체의 부문 구분과 상품 분류는 자금순환 편람 처리를 따르고(Dawson 1996), 그 스톡 대응물은 국민 대차대조표에 집계된다(Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963).

흐름의 스톡 대응물은 국제투자대조표이며, 이는 흐름과 포지션을 조정하는 대외부 추정법으로 산출되고(Lane and Milesi-Ferretti 2001; Lane and Milesi-Ferretti 2007), 총 포지션은 구성요소별로 구축되며(Gourinchas and Rey 2007a), 거래와 포지션 변화는 평가 경로를 통해 분리된다(Gourinchas and Rey 2007b). 어느 경우에나 공표 수치는 모형화된 수량이 아니라 회계적으로 정합한 흐름으로서 존재한다(Obstfeld and Rogoff 1995).

금융계정은 대외수지가 어떤 형태의 자금으로 조달되는지를 기록하기에 가장 주시되는 대외부문 수량의 하나이다. 경상수지가 국민저축에서 국내투자를 뺀 값과 같다는 회계 항등식은 그 조달 측면을 금융계정에 맡기며(Obstfeld and Rogoff 1995), 누적된 거래는 순대외자산 포지션으로 대응되고 그 동학은 평가 경로를 통해서도 전개된다(Lane and Milesi-Ferretti 2001; Gourinchas and Rey 2007b).

같은 크기의 순액이라도 구성은 크게 다를 수 있으므로 계정의 내부 구성은 별도의 정보를 담는데, 직접투자로 조달된 유입과 단기 기타투자로 조달된 유입은 반전 가능성이 다르고, 총 채권과 총 채무의 규모 자체가 자본 흐름 충격의 전달 경로를 조건짓기 때문이다(Obstfeld 2012; Lane and Milesi-Ferretti 2018).

기저 금융계정은 각 채권을 지급의 순환흐름 안에 위치시키고(Copeland 1949; Copeland 1952; Stone 1966), 국민계정과 국민 대차대조표는 그 흐름을 산출·소득 측정과 스톡 기록에 연결한다(Kuznets 1941; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963).

대외 채권과 부채의 급속한 축적은 장기 거시금융 기록에서 금융 스트레스에 거듭 선행하였으므로, 금융계정의 규모와 구성은 대외·시스템 위험 평가에 정보를 더한다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017). 계정이 복식으로 편제되어 모든 대변이 상계 차변을 가지므로, 경상수지 흑자는 동액의 대외자산 순취득으로 나타나며 이 마감 성질이 대외 지속가능성 분석에 계정을 유용하게 한다(Meade and Stone 1941).

시장 참가자에게 금융계정은 통화와 대외 조달 위험을 위한 거시 오버레이인데, 국경을 넘는 자금의 순취득과 순차입이 곧 통화의 수요와 공급으로 나타나기 때문이다. 조달의 형태와 반전 가능성은 환율과 국가위험 가격결정에 유의미하며, 지속적인 대외적자는 무질서한 조정의 확률을 높인다(Obstfeld and Rogoff 1995; Obstfeld 2012).

총 대외 포지션과 그 수익률은 추정 방법에 민감하므로 흐름과 나란히 평가에 유의하여 읽어야 하고, 포지션이 흐름과 무관하게 움직이는 평가 경로는 그 자체로 대외 대차대조표의 손익 원천이다(Gourinchas and Rey 2007a; Gourinchas and Rey 2007b; Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008).

자본 유출입을 이끄는 것은 결국 시점 간 가격인 이자율과 기대수익 격차이므로(Fisher 1930), 데스크는 금융계정의 구성으로 통화·금리 익스포저의 방향과 조달 취약성을 가늠하며, 대외 포지션 추정치는 그 익스포저의 크기를 한정한다(Lane and Milesi-Ferretti 2001; Lane and Milesi-Ferretti 2007; Lane and Milesi-Ferretti 2018).

대외·신용 총량의 급속한 증가가 위기 빈도와 연결되어 왔으므로 이 흐름의 수준과 모멘텀은 꼬리 시나리오의 보정에 쓰이며(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017), 복식 마감 성질은 적자가 상계 순유입으로 조달됨을 보장한다(Meade and Stone 1941).

KRBOPFIN은 한국의 금융계정 순액으로, 양수와 음수를 모두 취하는 부호 있는 월별 흐름이므로 공표되는 수준이 통계 대상이며, 순양수 총량에 적용하는 로그 수준 변환은 여기서 적용되지 않는다. 표본은 1980-01부터 2026-05까지 557개 월별 관측치이며, 단위근 삼중 검정은 수준에 상수와 추세를 포함하여 수행한다.

Said and Dickey (1984) 방식으로 시차를 보강한 Dickey and Fuller (1979)의 증대 회귀는 통계량 −1.444, p = 0.848에서 단위근을 기각하지 못하는 반면, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정은 통계량 −15.285, p = 0.000에서 이를 기각하고, Kwiatkowski et al. (1992)의 정상성 귀무 검정은 통계량 0.296, p < 0.01에서 추세정상성을 기각한다. 증대 회귀와 정상성 귀무 검정은 모두 명확한 정상성에서 벗어나는 쪽을 가리키는 반면 Phillips-Perron만 홀로 이견을 보이며, 이 분열은 강한 계절성을 지닌 수준의 근단위 이동평균 구조가 Phillips-Perron 기각을 부풀린 데 기인하므로, Phillips-Perron을 보수적 거부권으로 다루는 하우스 정직합치 프로토콜 아래에서 명확한 적분차수 라벨은 부여되지 않고 판독은 모호한 것으로 보고된다. Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 GLS 추세제거 상향 검정과 Ng and Perron (2001)의 수정 M 검정은 그러한 모호한 판정에 지정된 검정력·크기 보완이다.

부호 있는 계열에 대한 매트릭스 지정에 따라 포트맨토와 구조변화 탐색은 1차 차분에서 수행하는데, 수준 포트맨토는 추세 수준의 유도된 자기상관을 읽고 수준 평균변화 탐색은 이를 허위로 분할하기 때문이다(Perron 1989; Hamilton 2018; Bai and Perron 1998). Box and Pierce (1970)의 형태를 정련한 Ljung and Box (1978)의 포트맨토 통계량은 차분 계열에서 시차 12에 Q = 295.36, 시차 24에 Q = 460.139로 백색잡음 귀무를 모두 p = 0.000에서 기각하며, Bai and Perron (2003)의 동적계획 알고리즘으로 계산한 다중 구조변화 절차는 차분 계열 평균에서 변화점을 찾지 못한다.

계열이 계절조정되지 않으므로 계절 배터리는 조정 잔차가 아니라 실제 달력 구조를 검토한다. Beaulieu and Miron (1993)의 월별 방식을 갖춘 Hylleberg et al. (1990)의 계절 단위근 검정은 통계량 53.354, p = 0.000에서 계절 주파수의 단위근을 기각하므로 계절 변동은 확률적이 아니라 결정적이며, 계절 더미 F 검정은 F = 11.160, p = 0.000에서 결합 유의하여 안정적 결정적 계절성을 확인한다. 계절 주파수 포트맨토는 차분 계열에서 시차 24 통계량 460.139, p = 0.000을 반환하여 잔차 자기상관을 계절 시차에 집중시킨다. 이 결정적·정상 계절 구조 판독은 Canova and Hansen (1995) 및 계절조정 문헌과 합치한다(Ghysels and Osborn 2001).