대한민국 외환시장압력지수

외환시장압력은 통화에 가해지는 자본흐름 압력이 환율뿐 아니라 중앙은행이 사고파는 공식 외환보유액과 설정하는 정책금리에도 함께 나타나는 것을 측정하며, 그리하여 개입이나 금리 인상으로 방어된 통화가 환율만 보아서는 놓치는 압력을 기록한다(Girton and Roper 1977; Weymark 1995). 원화의 경우 Goldberg and Krogstrup (2023)의 지수는 이 압력을 환율 절하 등가 단위의 단일 월별 수치로 표현하며, 다음과 같이 구성한다.

여기서 $e_t$는 미국 달러당 원, $i_t$는 국내 정책금리, $FXI_t$는 공식 외환개입이며, 환산계수 $\pi_e$와 $\pi_i$는 개입의 달러 수량과 금리의 백분율포인트 변화를 절하 등가 단위로 옮긴다.

부호 규약은 절하를 양으로 잡는 것으로, $\Delta e_t / e_{t-1} > 0$는 원화 절하이므로 값이 클수록 절하 압력이 크다. 절상에 맞서는 외환보유 축적은 음의 부호로 들어가고 절하에 맞서 통화를 방어하는 금리 인상은 척도를 키우므로, 지수는 슈퍼 환율 곧 압력이 개입과 금리로 부분적으로 흡수되지 않았더라면 나타났을 반사실적 절하로 읽힌다(Girton and Henderson 1977; Calvo and Reinhart 2002).

이 지수를 이전의 외환시장압력 전통과 구별하는 것은 환산계수 자체이다. 각 성분을 표본분산의 역수로 가중하여 관리된 환율제도에서 가중치를 잘못 배분하는 옛 문헌의 정밀도 가중 대신, 계수는 불완전 대체 자산의 포트폴리오 밸런스 모형에서 도출되므로 개입과 금리의 가중치가 표본 변동성이 아니라 국제수지 수량에서 따라 나온다(Kouri 1981; Branson and Henderson 1985; Klaassen and Jager 2011). 본 계열은 예측이 아니라 실현된 압력의 서술적 지표이며, 원화의 국면을 이 전통에서 구축된 국가 간 척도와 같은 기반 위에 놓는다(Eichengreen, Rose, and Wyplosz 1995; Aizenman and Hutchison 2012; Patnaik, Felman, and Shah 2017; Frankel and Rose 1996).

지수는 월별 빈도에서 세 개의 가법적 성분과 두 환산계수로 구축하며, Goldberg and Krogstrup (2023)의 구성을 따른다.

(1) 기본 항등식. 지수는 비례 환율 변화, $\pi_i / \pi_e$로 척도화한 국내 정책금리 변화, $1 / \pi_e$로 척도화하여 음의 부호로 들어가는 공식 개입의 합

이다. 환율 변화는 월말 미국 달러당 원의 월별 로그 변화이고, 금리 변화는 한국 정책금리 수준의 차분이며, 한국은 정책금리를 그림자 단기금리로 대체하는 영금리 하한 국가군 밖에 있으므로 그림자 금리 대체는 적용하지 않는다(Krippner 2015; Wu and Xia 2016).

(2) 환산계수. 계수 $\pi_e$와 $\pi_i$는 국가별·시점별로 변하고 엄밀히 양이며, 성분 분산이 아니라 불완전 대체 자산의 포트폴리오 밸런스 모형에서 따라 나오는데, 이는 본래의 외환시장압력 항등식을 국제수지 기초 위로 확장한 것이다(Girton and Roper 1977; Kouri 1981; Branson and Henderson 1985). 각 계수는 총 외화표시 자산과 자국통화표시 부채를 자국편중 포트폴리오 비중 및 작게 교정된 금리·환율 탄력성과 결합하므로, 금리 민감도가 의도적으로 작고 금리 항의 기여가 미미하다(Girton and Henderson 1977; Weymark 1995). 포지션 잔액은 직접투자를 제외한 총 대외자산과 부채이고, 자국편중 비중은 통화 구성을 좌우하며, 둘 다 정의 일관 측정 전통에서와 같이 들어간다(Lane and Milesi-Ferretti 2018; Coeurdacier and Rey 2013; Klaassen and Jager 2011).

(3) 개입 항. 한국의 경우 개입 계열은 공식 국제수지 준비자산 거래흐름이다. 이는 구성상 평가 변화를 제외하고 준비자산에 발생하는 이자 수취분을 추가로 교정하며, 부외 파생상품 포지션과 통화용 금은 준비자산 기반에서 모두 제외한다. 기준통화는 미국 달러로, 표본을 지배하는 통화 기준 규칙에 따라 배정된다(Klein and Shambaugh 2008).

(4) 구간별 구축. 공표 계열은 세 구간을 이어 붙이는데, 곧 공식 Goldberg-Krogstrup 한국 입력을 채택하는 중복 구간, 그 입력을 이월하는 공식 꼬리 구간, 그리고 자국편중 비중·통화 가중치·이자 수취 교정을 마지막 공식값에 고정한 채 포지션 잔액을 현행 대외계정에서 연장하는 실시간 구간이며, 이는 논문 자체의 가중치 고정 취지를 따른다(Goldberg and Krogstrup 2023). 공식 입력으로 재구성하면 본 계열은 241개월의 검증 중복 구간에서 공식 한국 지수를 0.999885의 상관으로 재현한다. 늦게 들어오는 대외계정과 국제수지 확정치가 최근 월을 수정하므로, 본 계열은 실시간 계열이 아니라 수정되는 계열이다.

외환시장압력은 중앙은행이 환율을 움직이게 두는 대신 개입으로 압력의 일부를 흡수할 때 통화에 가해지는 압력을 측정하고자 도입되었으며, 그리하여 이 척도는 실현된 변동과 공식 대차대조표로 옮겨간 압력을 모두 포착한다(Girton and Roper 1977; Goldberg and Krogstrup 2023). 이는 환율을 관리하는 경제에서 자본흐름 압력의 자연스러운 지표가 되는데, 그러한 경제에서는 흐름이 부분적으로 준비자산에, 부분적으로 환율에 나타나기 때문이다(Forbes and Warnock 2012; Aizenman and Hutchison 2012).

이 척도는 통화위기 문헌에서 오랜 역사를 지니며, 그 문헌에서 환율과 준비자산으로, 때로는 금리를 더하여 구축한 압력지수는 투기적 공격의 시점을 정하고 조기경보 모형을 구성하는 데 쓰인다(Eichengreen, Rose, and Wyplosz 1995; Kaminsky, Lizondo, and Reinhart 1998; Sachs, Tornell, and Velasco 1996). 방어된 통화는 큰 환율 변동 없이도 심한 압력을 받을 수 있으므로, 지수는 환율만 보아서는 과소평가할 국면을 포착한다(Frankel and Rose 1996; Kaminsky and Reinhart 1999).

이 구성은 또한 변동 기피, 곧 신흥국 당국이 환율을 자유롭게 움직이게 두기를 꺼려 압력을 준비자산과 금리로 밀어 넣는 잘 기록된 성향과 맞닿아 있다(Calvo and Reinhart 2002; Ilzetzki, Reinhart, and Rogoff 2019). 지수의 준비자산 항과 금리 항은 바로 그러한 흡수가 작동하는 경로이므로, 지수는 변동 기피 행태가 감추었을 압력을 측정한다(Aizenman and Hutchison 2012).

끝으로 이 지수는 글로벌 금융순환, 곧 총자본흐름·자산가격·레버리지의 공통 성분으로서 신흥국 통화를 함께 움직이고 흔히 국내 펀더멘털과 무관하게 움직이는 순환과 관련된다(Rey 2015; Cerutti, Claessens, and Rose 2019). 이 관점에서 원화의 압력은 부분적으로 그 글로벌 순환의 국지적 반영이며, 지수는 예측이 아니라 감시를 위한 서술적 지표로서 자본흐름·금융여건 지표와 함께 읽을 때 가장 유용하다.

시장 참가자에게 이 지수는 원화가 받은 절하 압력의 크기와 그 가운데 실현되지 않고 흡수된 몫을 알려 주는 월별 지표이며, 이는 환율만으로는 전달되지 않는 정보이다(Goldberg and Krogstrup 2023). 지수의 준비자산 항은 공식 개입을 들여다보는 렌즈가 되는데, 개입의 효과와 시점은 방대한 실증 문헌의 주제이며 지수의 준비자산 항과 금리 항이 이를 직접 요약한다(Adler, Lisack, and Mano 2019; Fratzscher et al. 2019). 당국이 절상보다 절하에 더 저항하는 비대칭 개입은 바로 이 항들에 흔적을 남긴다(Pontines and Rajan 2011; Pontines and Siregar 2012).

지수는 국가 간에 동일하게 정의되므로, 각 데스크는 원화의 압력을 다른 신흥국·선진국 시장과 공통 척도 위에서 비교할 수 있으며, 이는 환산계수 구성의 동기가 된 국가 간 비교가능성이다(Patnaik, Felman, and Shah 2017; Aizenman and Hutchison 2012). 이 비교가능성은 원화의 국면을 신흥국 통화 위험을 몰고 오는 글로벌 자본흐름의 급증과 급정지 동학과 나란히 놓는다(Forbes and Warnock 2012; Bluedorn et al. 2013).

준비자산 항은 또한 지수를 준비자산 적정성과 연결한다. 지속적 절하 압력에 준비자산 매도로 대응하는 통화는 완충을 소진하므로, 준비자산 수준과 함께 읽는 압력 계열은 표준적인 준비자산 적정성 및 대외 취약성 평가에 정보를 준다(Obstfeld, Shambaugh, and Taylor 2010; Ghosh, Ostry, and Qureshi 2018). 이것이 그러한 척도가 가장 잘 맞는 위험 감시 용도이며, 환율 횡단면 전반에 걸친 통화 가격결정 신호를 대체하기보다 보완한다(Habib and Stracca 2012; Sarno and Schmeling 2014).

이렇게 읽으면 지수는 거래 신호가 아니라 외환 위험 감시와 개입 분석에 들어가는 서술적 입력이며, 본 플랫폼의 통화 간 베이시스·준비자산·금융여건 지표와 함께 볼 때 가장 유익하다.

2000-12-01부터 2026-04-01까지 305개 관측치에 대해 외환시장압력지수는 깨끗한 I(0)인데, 상수를 둔 수준에서 Said and Dickey (1984)의 시차 증강으로 수행한 Dickey and Fuller (1979) 검정과 Newey and West (1987) 장기분산을 쓴 Phillips and Perron (1988) 검정이 각각 통계량 −17.248과 −17.2756으로 단위근을 단호히 기각하는 한편, Kwiatkowski et al. (1992) 검정은 통계량 0.196366, p가 0.10을 넘는 값에서 정상성을 기각하지 못하여 세 검정이 정상성에 합치하기 때문이다. 강하게 음인 통계량은 예상된 것으로, 지수의 각 성분이 곧 로그 환율 변화·정책금리 변화·개입흐름이라는 1차 차분이므로 합성치가 그 구성요소로부터 거의 무상관인 성질을 물려받는다(Hamilton 2018).

수준에서 1차 자기상관은 0.0105878이고 함의된 반감기는 0.152405개월로, 이는 적분 주장이 아니라 서술적 지속성 요약이며, Ljung and Box (1978) 포트맨토는 Q(12) = 9.3149, p = 0.675825와 Q(24) = 23.8552, p = 0.469903으로 자기상관을 찾지 못한다. 시변 환산계수가 총 대외 포지션과 함께 커지므로 이 지속성과 포트맨토 판독에는 척도 표류와 이분산의 유보가 따르며, 따라서 이들은 동분산 I(0) 자료생성과정의 검정이 아니라 서술적 요약으로 읽히고, Escanciano and Lobato (2009)의 강건 포트맨토와 Cavaliere (2005)의 유계 표본 유의가 알맞은 동반자이다.

Bai and Perron (1998) 절차를 Bai and Perron (2003) 알고리즘으로 적용하면 수준에서 단절을 찾지 못하며, Andrews (1993)의 단일 단절 sup-Wald 통계량은 Andrews (2003) 정정과 함께 3.53745이고 argmax는 2007-11-01로 임계값 8.68 아래에 있어, 무단절 결과와 합치하여 모수 불변성을 기각하지 못한다. 개별 위기는 수준 이동이 아니라 진폭 스파이크로 나타난다. 공표 지수는 공식 입력을 쓰는 중복 구간, 공식 꼬리 구간, 그리고 포지션 잔액을 고정 통화 비중으로 연장하고 개입 교정을 고정 상수로 유지한 실시간 구간을 이어 붙이며, 늦게 들어오는 대외계정과 국제수지 확정치가 전체 교체 로더 아래에서 최근 월을 수정하므로, 본 계열은 실시간 계열이 아니라 수정되는 계열이며 빈티지 유보를 달아 공개된다.