대한민국 대외채무

한국의 대외포지션 스톡 KRFXRESV, KREXTDEBT, KRFDIOUT, KRFDIIN은 어떤 변환도 거치지 않고 보고된 그대로 기록한 원계열이며, 한 시점에서 측정한 한국 경제의 대외 자산·부채 보유액이다. 이들은 공식 외환보유액과 대외채무 잔액, 대외·대내 직접투자 잔액을 아우르므로, 함께 세계를 상대로 한 자국 대차대조표의 양변을 기술한다.

각 스톡은 대외부 계정 계보에 속하는 국민 대차대조표 수량으로, 한 나라의 대외 자산과 부채가 국제투자대조표로 집계되며 그 변화가 국경 간 흐름과 평가효과를 조정한다(Lane and Milesi-Ferretti 2001; Obstfeld 2012). 총 포지션은 순액을 넘어서는 정보를 담는데, 규모가 비슷한 상계 채권이라도 평가·차환 위험 노출이 크게 다를 수 있기 때문이다(Gourinchas and Rey 2007b; Lane and Milesi-Ferretti 2018).

측정은 자금순환 회계의 금융계정 틀 안에 자리하며, 모든 채권이 한 부문의 자산인 동시에 다른 부문의 부채로 기입된다(Copeland 1949; Stone 1966). 부문별 집계는 금융자산·부채를 스톡 단위로 기록하기 위해 구축된 국민 대차대조표를 따르고(Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963), 단위 부문 구분과 상품 분류의 편제 규약을 따른다(Dawson 1996).

각 계열은 흐름이 아니라 스톡이므로 저축, 투자, 경상수지, 순대외자산 변화를 잇는 시점 간 회계 항등식을 통해 읽으며(Obstfeld and Rogoff 1995), 준비자산과 채무 총량은 급속한 대외 축적이 불안정에 선행하였던 장기 신용·유동성 기록과 연결된다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017). 이 대외포지션 스톡은 계절조정 없이 그대로 기록한 원계열이므로, 담고 있는 계절성은 사전 필터가 아니라 자료 자체의 성질이다.

KRED는 KRFXRESV, KREXTDEBT, KRFDIOUT, KRFDIIN에 디플레이트, 재척도화, 평활화, 연율화, 통화 환산 어느 것도 적용하지 않는다. 따라서 각 공표 수치는 원천 단위 그대로 측정된 편제 스톡이며, 공식 외환보유액은 천 미국 달러로, 대외채무와 직접투자 잔액은 백만 단위로 기록한다. 원계열이므로 계절조정도 적용하지 않는다.

측정의 토대는 대외 자산·부채의 국제투자대조표 틀이며, 그 추정 방법은 경제별로 총·순 대외 포지션을 구축한다(Lane and Milesi-Ferretti 2001; Lane and Milesi-Ferretti 2007). 준비자산, 채무, 직접투자 구성요소는 구성요소별 평가로 편제되며, 이는 장기간 총 대외 포지션 측정을 위해 확립된 관행이다(Gourinchas and Rey 2007a).

기저 계정은 자금순환 체계의 금융계정으로, 자금순환 회계로 처음 정초되어(Copeland 1949) 이후 완결된 실증적 구축으로 구현되었으며(Copeland 1952), 각 상품을 4중 기입 원리 아래 한 부문의 자산인 동시에 다른 부문의 부채로 기록한다. 스톡은 통합 사회회계 틀에서 읽어내고(Stone 1966) 국민 대차대조표에 집계하며(Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963), 금융계정 편제의 편람 규약을 따른다(Dawson 1996).

이질적 국경 간 채권을 하나의 통화 총량으로 집계하는 일은 지수이론과 집계이론을 끌어들이며, 그 이론에서 수량은 가중을 통해 정합적 총량으로 결합된다(Barnett 1980; Diewert 1976). 각 계열은 모형화된 수량이 아니라 기말 포지션이며, 그 수준은 거래와 포지션 변화를 분리하는 평가 경로를 통해 누적 흐름과 조정된다(Gourinchas and Rey 2007b; Obstfeld and Rogoff 1995).

대외포지션 스톡은 한 나라의 대외 지급능력과 대외 취약성의 지표로 주시되는데, 대외 자산과 부채의 균형이 자본 흐름 충격이 국내 경제로 전달되는 방식을 조건짓기 때문이다. 이 스톡이 구성하는 국제투자대조표는 경상수지 흐름을 넘어서는 정보를 담는데, 규모가 비슷한 총 채권과 총 채무라도 통화·만기 구성에 따라 경제를 노출시킬 수 있기 때문이다(Obstfeld 2012; Obstfeld and Rogoff 1995).

공식 외환보유액은 대외 의무를 이행할 완충을 측정하고 대외채무는 상환하거나 차환해야 할 채권을 측정하므로, 둘이 함께 대외 유동성을 한정한다. 직접투자 잔액은 더 지속적인 국경 간 소유 연결을 기록하며, 그 평가와 수익 행태는 채무·포트폴리오 채권과 다르다(Gourinchas and Rey 2007b; Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008).

이 수량은 대외부 계정 안에 자리하는데, 이 계정은 여러 경제에 걸쳐 구축되어 순대외자산 포지션을 비교 가능한 분석 대상으로 만들었다(Lane and Milesi-Ferretti 2001; Lane and Milesi-Ferretti 2018). 저축·투자 항등식과 견주면 순 포지션의 변화는 경상수지의 대응물이며(Obstfeld and Rogoff 1995), 기저 금융계정은 각 채권을 지급의 순환흐름 안에 위치시킨다(Copeland 1952; Stone 1966).

대외 채권과 부채의 급속한 축적은 장기 거시금융 기록에서 금융 스트레스에 거듭 선행하였으므로, 이 스톡의 수준과 증가율은 대외·시스템 위험 평가에 정보를 더하며, 부문별 대차대조표는 그 축적을 관찰 가능한 구조적 지표로 삼는다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017; Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963).

시장 참가자에게 대외포지션 스톡은 국가·국별 위험의 입력변수인데, 단기 대외채무 대비 준비자산 완충의 크기가 무질서한 대외 조정의 확률을 좌우하고 국가 스프레드에 반영되기 때문이다. 총 포지션은 평가에 유의하여 읽어야 하며, 국경 간 채권의 측정 수준과 수익률이 추정 방법에 민감하기 때문이다(Gourinchas and Rey 2007a; Curcuru, Dvorak, and Warnock 2008).

준비자산 적정성은 대외 부채에 견주어 평가되고, 직접투자 잔액은 대외 조달의 안정성에 유의미한데, 지분성 소유권이 스트레스 하에서 채무보다 더 지속적인 경향이 있기 때문이다(Obstfeld 2012; Lane and Milesi-Ferretti 2018). 이 스톡을 구성요소로 하는 순대외자산 포지션은 누적 경상수지의 대차대조표 대응물이자 지속가능한 대외 경로의 결정요인이다(Obstfeld and Rogoff 1995; Lane and Milesi-Ferretti 2001).

대외·신용 총량의 급속한 증가가 위기 빈도와 연결되어 왔으므로, 데스크는 이 스톡의 수준과 모멘텀으로 통화·금리 익스포저의 꼬리 시나리오를 보정한다(Schularick and Taylor 2012; Jordà, Schularick, and Taylor 2017). 포지션이 흐름과 무관하게 움직이는 평가 경로는 그 자체로 대외 대차대조표의 손익 원천이다(Gourinchas and Rey 2007b).

이 포지션을 틀 짓는 금융계정과 국민 대차대조표는 대출기관과 준비자산 운용자, 거시건전성 감독자가 대외·조달 위험을 산정할 때 참고하는 것과 같은 재무제표이다(Goldsmith, Lipsey, and Mendelson 1963; Copeland 1949; Dawson 1996).

KREXTDEBT는 계절조정 없이 기록한 대외채무 잔액이며, 공표되는 로그 수준이 통계 대상으로, 부호를 갖는 흐름이 아니라 양의 채무 스톡으로 검정한다. 표본은 1994-10부터 2026-01까지 126개 분기별 관측치이며, 단위근 삼중 검정은 로그 수준에 상수와 추세를 포함하여 수행한다.

Said and Dickey (1984)의 시차 보강을 적용한 Dickey and Fuller (1979)의 증대 디키-풀러 회귀는 통계량 -2.55로 p = 0.302에서 단위근을 기각하지 못하고, 비모수적인 Phillips and Perron (1988) 검정은 통계량 -2.47로 p = 0.345에서 이에 합치하나, 정상성을 귀무로 두는 검정은 통계량 0.13, p = 0.079로 5% 수준에서 추세정상성을 기각하지 못한다 (Kwiatkowski et al. 1992). 따라서 세 절차는 합치하지 않으므로 명확한 적분 차수를 부여하지 않으며, Elliott, Rothenberg, and Stock (1996)의 GLS 추세제거 확인 검정은 바로 그러한 분기(分岐)를 위해 유보된 프로토콜의 상향 절차이다.

증대 디키-풀러와 필립스-페론 통계량이 수준의 단위근을 시사하므로, 포트맨토와 구조변화 탐색은 1차 차분에서 수행하는데, 수준 포트맨토는 근적분 계열의 근단위 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 4에 Q = 56.47, 시차 8에 Q = 61.63으로 백색잡음 귀무를 모두 p = 0.000에서 기각하며, Bai and Perron (2003)의 다중 구조변화 절차는 차분 계열 평균에서 어떤 변화점도 두지 않는다.

이 채무 자료는 계절조정되지 않았으므로 계절 배터리는 계열의 실제 계절성을 기술한다. Hylleberg et al. (1990)의 계절 단위근 검정은 p = 0.000에서 계절 주파수의 단위근을 기각하므로 확률적 계절 단위근은 존재하지 않으며, 계절 더미는 통계량 1.84로 p = 0.144에서 결합 유의하지 않아 결정적 분기 패턴은 남지 않는다. 계절 포트맨토는 그럼에도 차분 계열에서 통계량 15.87로 p = 0.044에서 기각되는데, 이는 계절 단위근이 아니라 계절 시차의 약한 잔차 자기상관을 가리킨다. 계절 단위근 없는 정상 잔차 계절성이라는 이 판독은 Canova and Hansen (1995)의 계절 주파수 틀 및 계절조정 문헌과 합치한다 (Ghysels and Osborn 2001).